陳星星, 鄧祺丹, 吳 培, 廖 力
(南華大學護理學院, 湖南 衡陽, 421001)
隨著社會經濟的發展與人們生活方式的改變,近年來,我國高血壓發病呈現年輕化趨勢,在龐大的高血壓人群中,中青年占據了較大比例[1]。據《中國居民營養與慢性病狀況報告(2015)》顯示,中國年齡18~59歲中青年人群高血壓患病率達46.3%[2],其中約2/3的患者為心血管事件的高危和極高危人群[3],若血壓控制不佳,則極易并發腦出血、冠心病等,嚴重影響患者的生存質量。
高血壓作為一種身心疾病,患者的知識與信念直接影響其管理血壓的行為[4]。對高血壓患者的知識水平與治療態度進行干預,能有效改善患者自我血壓管理的行為,而對高血壓患者的知識、態度和行為進行準確評估,是實施干預措施與評價干預效果的關鍵。我國目前仍缺乏整體評估中青年高血壓患者知信行水平的工具,諸多知信行現狀調查與干預研究仍使用未經驗證的自編問卷。
本研究前期以知信行理論為基礎,通過2輪德爾菲專家咨詢編制了高血壓患者知識、態度與行為量表,通過預調查發現量表的因子結構符合知信行理論架構,且量表的信度較好(ω總量表=0.879,ω知識分量表=0.868,ω態度分量表=0.877,ω行為分量表=0.871)。因此,本研究擬通過大樣本正式調查,建立結構方程模型,對高血壓患者知識、態度與行為量表在中青年高血壓群體中的內部結構與信度進行驗證。
采用目的抽樣,選擇衡陽市5個社區的中青年高血壓患者發放問卷,問卷由一般情況調查表與本研究前期編制的中青年高血壓患者知信行量表組成。一般情況調查表包括年齡、性別、血壓值以及患病時間;知信行量表包括知識、態度、行為3個維度,知識維度包括血壓基礎知識、典型癥狀、危險因素以及門診隨訪的要點等共計9個條目,態度維度包括正確就醫買藥的途徑、家庭血壓監測的必要性以及健康生活方式的態度等共計13個條目,行為條目包括就醫買藥、熬夜與飲食以及心理壓力調解與釋放共計13個條目。研究對象入選標準:①符合2010版《中國高血壓防治指南》[5]原發性高血壓診斷標準,服用降壓藥半年以上;②年齡18~55周歲;③知情同意,自愿參與本研究。排除標準:①繼發性高血壓;②合并危重疾病;③存在溝通障礙。根據樣本量為問卷條目5~10倍的原則[6],共發放問卷400份,問卷填答完畢后當場收回。
傳統的結構方程模型主要處理變量間的線性關系,所以也稱作線性關系模型,這要求數據在理論上呈正態分布。本研究所有數據均為類別變量,且存在二分類變量與多分類變量混合,一般不選擇線性關系模型,即參數估計方法不選擇極大似然法(ML)而改用加權最小二乘法(WLS)。理論上,如果以WLS方法進行參數估計要求其樣本量>1 000,本研究樣本量為366例,未達到該方法所需樣本量,故選用加權最小二乘法配合對角加權矩陣伴均值-方差校正卡方檢驗(WLSMV)。WLSMV專為處理類別數據設計,當樣本量較小時,其參數估計結果仍較好[7]。
信度估計常用的內部一致性信度(Cronbach'sα系數)需要對測量結果進行加總,由于本研究的數據存在二分類變量,無法對測量結果進行加總,使用內部一致性信度時常出現高估現象,故改用基于McDonald模型的Omega (ω)系數進行估計。
使用EpiData 3.1進行數據的錄入,使用Mplus 7.4構建模型并進行參數估計。檢驗水準α=0.05,P<0.05為差異具有統計學意義。
共發放問卷400份,回收問卷370份,其中有效問卷366份,有效回收率為98.92%。男197(53.83%)例,女169(46.17%)例;年齡18~55歲,平均(42.40±12.00)歲。
根據知信行理論的內涵,首先構建第一種回歸路徑與模型(圖1,模型1),即知識(f1)—態度(f2)—行為(f3)。根據模型假設檢驗的結果(表1),接受知識、態度、行為的三因子模型(P<0.001),可以認為在中青年高血壓群體中,量表編制的理論架構與實際調查狀況基本吻合。大量研究顯示,高血壓患者的血壓知識除影響態度與信念外,還對血壓管理行為具有直接影響,故構建第二種回歸路徑與模型(圖2,模型2),回歸路徑假設檢驗結果接受此種模型(表2,P<0.001)。

圖1 高血壓知識、態度、行為量表的結構方程模型1

回歸路徑回歸系數標準誤tP知識—態度(f1—f2)0.5380.03913.795<0.001態度—行為(f2—f3)0.5130.0529.865<0.001

圖2 高血壓知識、態度、行為量表的結構方程模型2

回歸路徑回歸系數標準誤tP知識—態度(f1—f2)0.7300.02036.500<0.001態度—行為(f2—f3)0.6650.01351.153<0.001知識—行為(f1—f3)0.7520.03620.889<0.001
模型擬合結果顯示(表3),2種模型除近似誤差均方根(RMSEA)外,其余擬合指標均達到推薦標準(表1),2種模型均被接受。為篩選最優模型,本研究使用Mplus專為不同模型間方差比較設計的Differtest程序,檢驗結果顯示模型2優于模型1(Δχ2= 13.534,Δdf= 1,P<0.01)。

表3 模型擬合結果
注:WRMR為加權誤差均方根;CFI為比較擬合指數;TLI為Tucker-Lewis指數。
量表在中青年高血壓群體中的信度采用基于McDonald模型的Omega (ω)系數。信度分析結果顯示,量表總的信度為0.817,高血壓知識、態度、行為分量表的信度分別為0.808、0.813、0.816。
本研究前期進行量表的預調查發現,男性得分高于女性,且年齡影響人群得分水平(P<0.05)。本研究通過回歸不同年齡與性別得分發現,在中青年高血壓群體中,年齡和性別均不影響總量表與3個分量表的得分,見表4。

表4 年齡、性別與量表得分的回歸系數
結構方程模型是通過變量協方差進行關系建模的多元統計方法,是“假設-驗證-再假設-再驗證”的過程,驗證性因素分析是結構方程模型的重要組成部分,是處理觀測指標與潛變量之間關系的重要工具[8]。
本研究編制的量表以知信行理論為基礎,同時以知識、態度與行為作為模型的潛在變量進行建模(圖1、2,表1、2)。根據知信行理論的內涵,獲得知識、產生信念與采取行為是三個連續而正向的過程,本研究結果驗證了中青年高血壓患者血壓知識、治療態度與血壓管理行為之間的關系。其中知識對態度與行為的回歸系數分別為0.730、0.665,這說明患者的血壓知識對患者形成正確的治療態度具有重要作用。目前我國中青年高血壓患者的知識水平仍然較低,這對其治療態度也產生消極影響,在對中青年高血壓患者進行干預時,應首先考慮提高其知識水平[9]。態度對行為的回歸系數為0.752,這進一步證明了個體對疾病的態度是產生健康相關行為的直接決定力量。研究[10]顯示患者的態度與信念是影響其對藥物治療與自我管理依從性的主要原因,由于中青年患者習慣于在網絡上尋找疾病知識,這使得其產生了大量與疾病有關的錯誤態度與信念,不利于提高其依從性。幫助患者樹立正確的態度與信念,應教會患者鑒別知識的來源并可建立權威且全面的高血壓網絡知識庫,以供其便捷地獲取血壓相關知識。
模型擬合指數是評價模型優劣的重要指標,其主要幫助研究者選擇最優模型,當某一擬合指標未達到推薦標準時,不能直接作為拒絕模型的理由,仍需要研究者根據理論與實際進行考量。本研究構建了2種模型,模型擬合結果顯示除RMSEA外,其余擬合指標均達到推薦標準(表3)。RMSEA通過計算每種屬性掌握模式下項目參數與總體項目參數之間的偏差來考察項目與屬性的擬合程度,其受樣本量與自由度的影響[11],考慮到本研究樣本量,不能以此作為拒絕2種模型的依據。應用結構方程模型時,其對樣本量與數據的類型均有要求,當數據類型為類別變量時,通常使用WLSMV進行模型估計。由于標準化殘差均方和平方根(SRMR)受樣本量影響較大,類別變量建模時通常表現不佳,所以研究者推薦使用加權誤差均方根(WRMR)作為擬合指標,其值越小于1,表示模型擬合越好[12]。本研究假設的2種模型的WRMR(模型1為0.915,模型2為0.808)均小于1,達到了推薦標準,可以接受2種假設模型。當量表具有較強的理論基礎時,通常直接進行驗證性因素分析。由于理論通常與實際狀況不能完全吻合,為選擇最優模型,研究者常常在理論框架內構建多種模型,選擇最優模型的方法通常為方差比較法,即比較方差差值與自由度差值。當對類別數據進行建模時,方差差值比較法不再適用,Mplus設計了專用的Differtest程序,用于類別數據模型的選擇。本研究2種模型的擬合結果都較好,但Differtest檢驗結果顯示模型2優于模型1(Δχ2= 13.534,Δdf= 1,P<0.01),因此接受模型2,拒絕模型1。
α系數是目前使用最廣泛的信度指標,它要求潛在變量到所有指標項目的負載值都相等,在類別數據中,通常會低估量表的信度[13],因此本研究選擇基于McDonald模型的Omega (ω)系數估計量表的信度。Omega (ω)系數常被應用于雙因子模型中(Bifactor),其通過方差來計算信度,易于在類別變量中進行信度估計[14]。本研究總量表的信度為0.817,知識、態度、行為分量表的信度分別為0.808、0.813、0.816,均達到信度大于0.6的標準[15]。
本研究前期進行預調查發現男性得分高于女性,且年齡影響人群得分水平。但在中青年高血壓患者中,年齡與性別均不影響總量表與3個分量表的得分。
綜上所述,本研究通過驗證性因素分析驗證了知識、態度與行為量表在中青年高血壓群體中的內部結構與信度,結果顯示在中青年高血壓人群中,知識、態度與行為的三因子理論架構與實際調查狀況相符合,量表的信度也較好,可以作為評估中青年高血壓人群知信行水平的工具。