夏 聰 許 軍△ 楊梟楠 吳偉旋 黃 山 林沅锜
2016年8月,習(xí)近平總書(shū)記在全國(guó)公共衛(wèi)生和健康大會(huì)上再一次指出“沒(méi)有全民健康,就沒(méi)有全面小康”,強(qiáng)調(diào)要把人民的健康放在優(yōu)先發(fā)展的戰(zhàn)略地位。伴隨著人們生活水平的提高和健康意識(shí)的加強(qiáng),了解人們的健康狀況及主要的影響因素既符合國(guó)家發(fā)展的要求,也是提高個(gè)人生活質(zhì)量的需要。自測(cè)健康(self-rated health,SRH)最早由Suchman等人提出,由于其能夠反映個(gè)體對(duì)自身健康的主觀評(píng)價(jià)和期望[1],成為了測(cè)量一般健康狀況的相對(duì)可靠和有效的方法[2]。自測(cè)健康評(píng)定量表(self-rated health measurement scale version 1.0,SRHMS V1.0)是許軍等人基于WHO對(duì)健康的定義所制定的符合我國(guó)文化背景的量表,涉及健康的生理、心理和社會(huì)三個(gè)方面,能夠較為全面地反映健康的內(nèi)涵。本研究對(duì)SRHMS V1.0應(yīng)用于廣州市城鎮(zhèn)居民的信度和效度進(jìn)行考評(píng),以期為研究該群體的健康狀況和影響因素,從而進(jìn)一步制定針對(duì)性的健康干預(yù)措施提供參考。
1.研究對(duì)象
按照區(qū)域進(jìn)行分層隨機(jī)抽樣,在廣州市范圍內(nèi)的白云區(qū)、花都區(qū)各選取600名城鎮(zhèn)居民進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)調(diào)查。SRHMS V1.0共包括48個(gè)條目,研究選取的樣本量為1200,樣本量數(shù)目為條目數(shù)的20倍以上,滿(mǎn)足多變量統(tǒng)計(jì)學(xué)的要求。研究共收回有效問(wèn)卷1044份,有效回收率為87%,研究對(duì)象的平均年齡為(46.02±18.02)歲。其中男性518例(49.6%),女性519例(49.7%),缺失7例(0.7%);未婚216例(20.7%),已婚702例(67.2%),離婚19例(1.8%),喪偶59例(5.7%),其他6例(0.6%),缺失42例(4%);初中及以下285例(27.3%),高中及中專(zhuān)375例(35.9%),大專(zhuān)197例(18.9%),本科及以上164例(15.7%),缺失23例(2.2%)。
2.研究方法
本研究采用以自測(cè)健康評(píng)定量表(SRHMS V1.0)為核心的自制問(wèn)卷進(jìn)行調(diào)查,該量表由3個(gè)子量表構(gòu)成,分別涉及生理健康、心理健康和社會(huì)健康3個(gè)方面,共包括9個(gè)維度,48個(gè)條目。其中,條目1~7為身體癥狀與器官功能(B1),條目8~12為日常生活功能(B2),條目13~17為身體活動(dòng)功能(B3),條目19~23為正向情緒(M1),條目24~30為心理癥狀與負(fù)向情緒(M2),條目31~33為認(rèn)知功能(M3),條目35~38為角色活動(dòng)與社會(huì)適應(yīng)(S1),條目39~43為社會(huì)資源與社會(huì)接觸(S2),條目44~46為社會(huì)支持(S3),以上44個(gè)條目為計(jì)分條目。條目18、34、47、48為健康總體自測(cè)條目,不參與量表計(jì)分。量表評(píng)分采用模擬線性方式,每個(gè)條目的最高分為10分,最低分為0分,正向條目評(píng)分與原始分相同,反向條目評(píng)分為(10-原始分)。為便于計(jì)算和比較,通常需要將原始分進(jìn)行轉(zhuǎn)化,轉(zhuǎn)化分=(原始分-該條目的理論最低分)/(該條目的理論最高分-該條目的理論最低分)×100,轉(zhuǎn)化分越高,表示健康狀況越好[3]。
3.統(tǒng)計(jì)處理
采用Epidata 3.02進(jìn)行數(shù)據(jù)的錄入,并使用SPSS 20.0和AMOS 21.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析,其中,缺失條目使用該維度已填好條目的平均值替代[4]。主要的統(tǒng)計(jì)分析方法為描述性統(tǒng)計(jì)分析、Spearman相關(guān)分析、探索性因子分析(EFA)和驗(yàn)證性因子分析(CFA),以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。
1.信度分析
(1)內(nèi)部一致性信度
本研究通過(guò)計(jì)算Cronbach’s α 系數(shù)對(duì)SRHMS V1.0 的內(nèi)部一致性信度進(jìn)行評(píng)價(jià),結(jié)果顯示,總量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.941,生理子量表、心理子量表和社會(huì)子量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.885、0.891和0.892。
(2)分半信度
SRHMS V1.0共包括48個(gè)條目,其中條目18為生理健康的總體評(píng)價(jià)指標(biāo),條目34為心理健康的總體評(píng)價(jià)指標(biāo),條目47為社會(huì)健康的總體評(píng)價(jià)指標(biāo),條目48健康總體評(píng)價(jià)指標(biāo),這4個(gè)條目不參與量表計(jì)分。將SRHMS V1.0的44個(gè)計(jì)分條目分成兩半,各22個(gè)條目,計(jì)算分半信度。結(jié)果顯示,Spearman-Brown相關(guān)系數(shù)為0.886,Guttman split-half 系數(shù)為0.883。
2.效度分析
(1)內(nèi)容效度
通過(guò)計(jì)算維度與子量表得分的Spearman相關(guān)系數(shù),考察量表的內(nèi)容效度。結(jié)果顯示,各維度得分與相應(yīng)子量表得分之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性,相關(guān)系數(shù)為0.540~0.906(P<0.01),而與其他子量表得分之間的相關(guān)性較弱,相關(guān)系數(shù)較小0.242~0.660(P<0.01)。見(jiàn)表1。
表1 SRHMS V1.0 維度分與子量表分的Spearman相關(guān)系數(shù)
*:P<0.01(雙尾)
(2)探索性因子分析
首先計(jì)算KMO 統(tǒng)計(jì)量和進(jìn)行Bartlett球形檢驗(yàn),結(jié)果為KMO統(tǒng)計(jì)量為0.943>0.9,Bartlett球形檢驗(yàn)結(jié)果為P<0.001,表明數(shù)據(jù)的偏相關(guān)性足夠小,且拒絕單位陣的原假設(shè),適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法并進(jìn)行最大方差旋轉(zhuǎn),提取出特征值大于1的因子共9個(gè),累計(jì)貢獻(xiàn)率為66.881%,見(jiàn)表2。因子負(fù)荷矩陣中僅列出大于0.4的因子系數(shù),根據(jù)各條目所對(duì)應(yīng)的最大因子負(fù)荷,將條目分為9類(lèi),其中因子1和因子9為日常生活功能(B2)和身體活動(dòng)功能(B3),因子2為心理癥狀與負(fù)向情緒(M2),因子3為正向情緒(M1),因子4為認(rèn)知功能(M3)和角色活動(dòng)與社會(huì)適應(yīng)(S1),因子5為社會(huì)資源與社會(huì)接觸(S2),因子6為社會(huì)支持(S3),因子7和因子8為身體癥狀與器官功能(B1)。
表2 SRHMS V1.0主成分分析結(jié)果
(3)驗(yàn)證性因子分析
為進(jìn)一步考評(píng)量表結(jié)構(gòu)擬合實(shí)際數(shù)據(jù)的能力,本研究采用驗(yàn)證性因子法對(duì)總量表及3個(gè)子量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行分析。研究采用的主要擬合指標(biāo)為卡方自由度比值(CMIN/df)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、增值擬合指數(shù)(IFI)、非規(guī)范擬合指數(shù)(TLI)、比較擬合指數(shù)(CFI)及近似誤差均方根(RMSEA)[5],估計(jì)測(cè)量模型擬合度的方法為極大似然法,初始擬合結(jié)果見(jiàn)表3。可以看出,心理子量表和社會(huì)子量表擬合良好,總量表的擬合結(jié)果可以接受,生理子量表的擬合結(jié)果不太理想,因此對(duì)總量表和生理子量表進(jìn)行修正。
表3 SRHMS V1.0的初始擬合結(jié)果
先對(duì)總量表進(jìn)行修正,查看模型修正指數(shù)表,按照修正指數(shù)(MI)的大小,依次在以下修正指數(shù)較大的誤差項(xiàng)對(duì)子之間建立聯(lián)系:“e8?e9”、 “e5?e7”、 “e4?e5”、 “e4?e7”、 “e23?e24”、 “e13?e14”、 “e16?e17”,共進(jìn)行了7次修正,修正后模型的擬合指標(biāo)見(jiàn)表4,達(dá)到理想擬合效果,修正后模型見(jiàn)圖1。
同樣,查看生理子量表的修正指數(shù)表,按照修正指數(shù)的大小,依次建立以下聯(lián)系:“e8?e9”、 “e5?e7”、 “e4?e5”、 “e4?e7”、 “e16?e17”、 “e13?e14”,共進(jìn)行了6次修正,修正后模型的擬合指標(biāo)見(jiàn)表4,擬合較好??梢钥闯觯偭勘砼c子量表在修正條目上基本一致。
表4 SRHMS V1.0的修正后擬合結(jié)果
信度方面,本研究分別通過(guò)計(jì)算Cronbach’s α系數(shù)和兩個(gè)半量表的Spearman-Brown系數(shù)考評(píng)了量表的內(nèi)部一致性信度和分半信度。結(jié)果顯示,總量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.941,3個(gè)子量表的Cronbach’s α 系數(shù)分別為0.885、0.891和0.892,均大于0.85,表明該量表可同時(shí)用于個(gè)人和團(tuán)體的檢驗(yàn)[6]。同時(shí),兩個(gè)半量表的Spearman-Brown系數(shù)為0.886>0.7[7-8],提示量表的分半信度較好,因此,采用SRHMS V1.0評(píng)價(jià)廣州市城鎮(zhèn)居民的健康狀況具有較好的一致性和穩(wěn)定性,即信度較好。
效度方面,本研究考評(píng)了量表的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度,其中結(jié)構(gòu)效度的考評(píng)同時(shí)采用了探索性因子分析(EFA)和驗(yàn)證性因子分析(CFA)。內(nèi)容效度檢驗(yàn)中,各維度得分與所屬子量表得分之間的相關(guān)性較強(qiáng),而與其他子量表得分之間的相關(guān)性較弱,說(shuō)明具有較好的內(nèi)容效度。采用主成分分析法并經(jīng)最大方差旋轉(zhuǎn)進(jìn)行探索性因子分析,共提取了9個(gè)因子,與原量表結(jié)構(gòu)相比,基本一致。其中因子1的方差貢獻(xiàn)率高達(dá)31.717%,主要是因?yàn)橐蜃?包含了2個(gè)維度,即日常生活功能(B2)和身體活動(dòng)功能(B3)。身體癥狀與器官功能(B1)維度歸到因子7和因子8兩個(gè)因子上,主要和條目4、5、7為反向計(jì)分條目有關(guān)。對(duì)于驗(yàn)證性因子分析的擬合指標(biāo)而言,當(dāng)GFI、IFI、TLI、CFI大于0.9時(shí),表示數(shù)據(jù)擬合良好[9];CMIN/DF的理想值在2~3之間[10],但由于該指標(biāo)容易受到樣本量的影響,因此模型擬合的好壞還需要結(jié)合其他指標(biāo)共同確定。RMSEA小于0.1時(shí)即表示擬合結(jié)果較好[11],在0.05以下時(shí)表示擬合得非常好[12]。因此,從總量表和子量表的初始擬合結(jié)果可以看出,心理子量表和社會(huì)子量表的擬合結(jié)果較好,而總量表和生理子量表的擬合結(jié)果未達(dá)到理想效果。因此,在總量表和生理子量表的修正指數(shù)較大的誤差項(xiàng)對(duì)子之間建立關(guān)系,以改善擬合效果,分別進(jìn)行了7次和6次修正。修正后的總量表擬合結(jié)果為:CMIN/df=3.452<5,GFI=0.878>0.8,IFI=0.924>0.9,TLI=0.916>0.9,CFI=0.924>0.9,RMSEA=0.049<0.05,生理子量表的擬合結(jié)果為:CMIN/DF=6.867,GFI=0.919>0.9,IFI=0.939>0.9,TLI=0.924>0.9,CFI=0.939>0.9,RMSEA=0.075<0.1,擬合結(jié)果比較理想。由于模型的修正并未改變量表的條目,而只是在幾個(gè)誤差項(xiàng)對(duì)子之間建立了聯(lián)系,因此量表的整體和局部結(jié)構(gòu)均相對(duì)合理,結(jié)構(gòu)效度較好。
圖1 SRHMS V1.0 總量表的修正后模型
綜上所述,SRHMS V1.0具有較好的信度和效度,能夠準(zhǔn)確、可靠地測(cè)量廣州市城鎮(zhèn)居民的健康狀況,可以為下一步研究該群體的健康狀況及影響因素奠定基礎(chǔ)。
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