降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表編制及信效度檢驗(yàn)

張巾英，李華，劉曉，王黎，彭滟，楊燕妮

我國(guó)60歲以上成年人的癡呆患病率為6.0%，目前癡呆患病人數(shù)已超過1 500萬［1］，是世界癡呆患者人口數(shù)最多的國(guó)家［2］。加強(qiáng)癡呆一級(jí)預(yù)防是減少或延緩癡呆發(fā)病的重要策略。研究表明，生活方式因素是認(rèn)知功能下降及癡呆發(fā)生的重要可調(diào)控性風(fēng)險(xiǎn)因素，糾正肥胖、吸煙、體力活動(dòng)缺乏等生活方式相關(guān)風(fēng)險(xiǎn)因素，能降低35%～56%的癡呆發(fā)生率［3］。隨著2019年WHO《認(rèn)知衰退與癡呆風(fēng)險(xiǎn)防控指南》［4］和2020年《中國(guó)阿爾茨海默病一級(jí)預(yù)防指南》［5］的發(fā)布，基于指南證據(jù)的生活方式干預(yù)已成為醫(yī)護(hù)人員開展癡呆一級(jí)預(yù)防的重要策略和方向。然而，由于相關(guān)證據(jù)的更新，目前用于評(píng)估社區(qū)居民的生活方式是否有利于降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的工具比較缺乏。目前已有的普適性及特定人群生活方式/健康行為量表［6-7］，其維度和條目?jī)?nèi)容在用于評(píng)估降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式時(shí)針對(duì)性也顯然不夠。因此，本研究旨在借鑒相關(guān)量表并結(jié)合最新證據(jù)和指南，梳理對(duì)降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)有影響的生活方式因素，編制一份能有效測(cè)評(píng)社區(qū)居民的生活方式是否有利于降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的量表，并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)，為醫(yī)護(hù)人員開展癡呆一級(jí)預(yù)防研究和實(shí)踐提供更加科學(xué)、有效的評(píng)估工具。

1 研究過程與方法

1.1 初始量表的編制

1.1.1 成立研究小組 本課題組成員共8名，包括從事認(rèn)知障礙預(yù)防及護(hù)理研究的教授1名、心理測(cè)量教學(xué)與研究的教授1名、神經(jīng)內(nèi)科主任醫(yī)師1名、社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心主任醫(yī)師2名和護(hù)理學(xué)碩士研究生3名。

1.1.2 量表編制的理論依據(jù)和操作性定義 美國(guó)護(hù)理學(xué)家PENDER［8］提出的健康促進(jìn)模式（HPM）指出，健康促進(jìn)行為是任何個(gè)人用來維持和增加安寧幸福，以達(dá)到自我實(shí)現(xiàn)及個(gè)人成就的行為，通過該健康行為可使個(gè)體發(fā)揮最大潛能以實(shí)現(xiàn)健康的最佳狀態(tài)。目前大多數(shù)健康生活方式和行為量表是基于此模式構(gòu)建，其中健康促進(jìn)生活方式量表-Ⅱ（HPLP-Ⅱ）［9］應(yīng)用最為廣泛，其包括健康責(zé)任、體育運(yùn)動(dòng)、營(yíng)養(yǎng)、壓力管理、人際關(guān)系和精神成長(zhǎng)6個(gè)維度。本研究基于降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)生活方式的文獻(xiàn)研究及對(duì)健康促進(jìn)生活方式的相關(guān)理論和概念研究，界定降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式是指?jìng)€(gè)人有利于降低認(rèn)知衰退和癡呆風(fēng)險(xiǎn)的一系列自發(fā)性的、有規(guī)律的、多層面的生活習(xí)慣和行為表現(xiàn)，包括健康責(zé)任、健腦運(yùn)動(dòng)、健腦飲食、腦力活動(dòng)、控?zé)熜袨?、限酒行為、人際關(guān)系、壓力管理和精神成長(zhǎng)9個(gè)相關(guān)生活方式和行為表現(xiàn)。各維度操作性定義見表1。

表1 降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式各維度及操作性定義Table 1 Dimensions and operational definitions of the Dementia Risk Reduction Lifestyle Scale

1.1.3 條目池構(gòu)建 借鑒成熟量表的框架和內(nèi)容，是發(fā)展和編制新量表的常用方法之一［10-11］。本課題組以HPM理論框架和降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)生活方式的操作性定義為指導(dǎo)，在借鑒中文修訂版HPLP-Ⅱ［9］的基礎(chǔ)上，以2019年WHO發(fā)布的《認(rèn)知衰退與癡呆風(fēng)險(xiǎn)防控指南》［4］、2020年《中國(guó)阿爾茨海默病一級(jí)預(yù)防指南》［5］及降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)生活方式相關(guān)重要文獻(xiàn)［12-14］為條目池構(gòu)建的依據(jù)和原則，結(jié)合分析了《2020年世界衛(wèi)生組織體力活動(dòng)與久坐行為指南》［15］中與降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)的體力活動(dòng)或運(yùn)動(dòng)的種類、形式、頻率和時(shí)長(zhǎng)，以及《中國(guó)居民膳食指南（2016）》［16］中與降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)的食物種類、攝入量、頻次。最后通過研究小組集體討論和分析，構(gòu)建本量表的條目池，共包含9個(gè)維度、49個(gè)條目。

1.1.4 專家函詢 2020年11月至2021年1月，采用目的抽樣法，邀請(qǐng)15名專家對(duì)量表的維度和條目進(jìn)行評(píng)定。專家的納入標(biāo)準(zhǔn)為：（1）具有本科及以上教育背景；（2）從事臨床認(rèn)知障礙診療/護(hù)理研究、老年慢性病護(hù)理研究、公共衛(wèi)生預(yù)防控制工作/研究，熟悉測(cè)量工具研制流程；（3）技術(shù)職稱為中級(jí)及以上。通過發(fā)送電子郵件的方式完成2輪專家咨詢，要求每位專家對(duì)各個(gè)維度和條目的重要性進(jìn)行5級(jí)評(píng)分，“非常不重要”～“非常重要”依次計(jì)1～5分，以均數(shù)＜3.5分或變異系數(shù)＞0.25作為條目刪除標(biāo)準(zhǔn)，并設(shè)置修改、刪除、新增意見欄。綜合多名專家建議和課題組集體評(píng)議進(jìn)行修改，形成降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表的初始版。

1.2 小樣本預(yù)調(diào)查 2021年1月，采用方便抽樣法，選取30名在重慶市某社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心體檢的居民進(jìn)行調(diào)查，檢驗(yàn)初始量表的可識(shí)別性和可操作性。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）年齡≥45歲；（2）自愿參加本研究且知情同意者；（3）溝通和理解能力正常，能夠配合完成本研究。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）已明確診斷為各類型癡呆的患者；（2）患有嚴(yán)重的軀體疾病者；（3）具有影響調(diào)查進(jìn)行的視力、聽力及表達(dá)障礙者。根據(jù)調(diào)查對(duì)象的意見對(duì)量表?xiàng)l目進(jìn)行修訂，形成降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表的修訂版。

1.3 量表的正式測(cè)試 采用方便抽樣法，于2021年1—10月選取在重慶市某社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心體檢的居民519例進(jìn)行調(diào)查，納入及排除標(biāo)準(zhǔn)同預(yù)調(diào)查。調(diào)查工具有一般資料調(diào)查表和修訂版降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表，量表采用4級(jí)評(píng)分方式：從不、有時(shí)、經(jīng)常、總是分別計(jì)1～4分，5個(gè)條目反向計(jì)分，得分越高表示其生活方式越有助于降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)。由經(jīng)培訓(xùn)的課題組成員向社區(qū)中老年居民說明本次調(diào)查的目的和意義，征得同意后“一對(duì)一”發(fā)放問卷。問卷由受試者自行填寫，不能自行填寫者由調(diào)查者逐字讀出問卷?xiàng)l目及選項(xiàng)，再根據(jù)受試者選擇的答案進(jìn)行勾選。問卷填寫完畢后即刻檢查，如有漏填及時(shí)補(bǔ)全并當(dāng)場(chǎng)收回。對(duì)其中30例在2周后再次進(jìn)行問卷調(diào)查，以測(cè)量重測(cè)信度。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 24.0和AMOS 21.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)和百分比表示，計(jì)量資料采用（±s）描述；采用臨界比值法、相關(guān)性分析法、內(nèi)部一致性法進(jìn)行項(xiàng)目分析，條目篩選標(biāo)準(zhǔn)分別為臨界比值＜3或無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）、與總分的相關(guān)系數(shù)＜0.40或無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）、刪除該條目后其所在維度的Cronbach'sα系數(shù)升高，在本研究中若條目滿足上述3種刪除標(biāo)準(zhǔn)中的2種及以上則考慮刪除；采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析評(píng)價(jià)結(jié)構(gòu)效度，采用專家函詢的內(nèi)容效度指數(shù)評(píng)價(jià)內(nèi)容效度；采用Cronbach'sα系數(shù)和Spearman-Brown奇偶折半信度系數(shù)評(píng)價(jià)內(nèi)部一致性信度，采用重測(cè)信度系數(shù)（即初測(cè)與重測(cè)條目得分的相關(guān)系數(shù)），檢驗(yàn)重測(cè)信度。統(tǒng)計(jì)推斷采用雙側(cè)檢驗(yàn)，以P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 專家函詢

2.1.1 專家基本情況 15名函詢專家中，認(rèn)知功能障礙研究專家7名，老年護(hù)理研究專家5名，老年臨床護(hù)理專家1名，心理測(cè)量專家2名；年齡34～57歲，平均年齡（46.6±8.5）歲；工作年限10～39年，平均工作年限（24.53±10.05）年；高級(jí)職稱8名，副高級(jí)職稱4名，中級(jí)職稱3名；學(xué)歷為博士研究生11名，碩士研究生3名，本科1名。

2.1.2 專家函詢結(jié)果 共進(jìn)行2輪專家函詢，量表有效回收率均為100.0%，2輪函詢專家權(quán)威系數(shù)分別為0.910、0.905，專家意見協(xié)調(diào)程度通過協(xié)調(diào)系數(shù)（Kendall'sW）反映，見表2。第1輪各維度重要性均數(shù)為4.33～4.93分、變異系數(shù)為0.05～0.21，各條目的重要性均數(shù)為3.87～4.93分、變異系數(shù)為0.05～0.29；第2輪各維度重要性均數(shù)為4.47～5.00分、變異系數(shù)為0～0.14，各條目的重要性均數(shù)4.27～5.00分、變異系數(shù)為0～0.23。依據(jù)量表?xiàng)l目得分均數(shù)＜3.5分或變異系數(shù)＞0.25，并結(jié)合專家意見篩選條目。第1輪函詢后將“控?zé)熜袨椤焙汀跋蘧菩袨椤本S度合并為“控?zé)熛蘧啤?；刪除6個(gè)條目，分別為“參加一些娛樂活動(dòng)（如游泳、舞蹈、騎自行車）”“每周至少做3次伸展運(yùn)動(dòng)”“認(rèn)識(shí)到吸煙的危害”“努力戒煙”“認(rèn)識(shí)到過量飲酒的危害”“努力避免過量飲酒”；拆分2個(gè)條目，即將“每周吃紅肉（豬牛羊肉、內(nèi)臟）及加工肉（火腿、臘腸、熏肉）在3次以內(nèi)”拆分為“每周吃紅肉（如豬牛羊肉、內(nèi)臟）至少2次（2～3兩/次）”和“每周吃加工肉（如火腿、臘腸、熏肉）至少1次（2～3兩/次）”；新增2個(gè)條目，分別為“每周至少2 d進(jìn)行力量訓(xùn)練（如舉重、深蹲、仰臥起坐、俯臥撐）”和“每周至少3 d參加多種體力活動(dòng)”；調(diào)整了14個(gè)條目的表述，見表3。第2輪維度不變，合并2個(gè)條目，即將“每周吃紅肉（如豬牛羊肉、內(nèi)臟）至少2次（2～3兩/次）”和“每周吃加工肉（如火腿、臘腸、熏肉）至少1次（2～3兩/次）”合并為“每周吃紅肉（豬牛羊肉、內(nèi)臟）和加工肉（火腿、臘腸、熏肉）至少4次（100～150 g/次）”；調(diào)整了9個(gè)條目的表述，見表3。2輪專家函詢后形成了包含8個(gè)維度、46個(gè)條目的初始量表。

表2 專家函詢意見的協(xié)調(diào)系數(shù)Table 2 Kendall's coefficient of concordance for the agreement on items among experts in two rounds of consultations

表3 兩輪專家函詢條目調(diào)整情況Table 3 Adjustment of items after two rounds of expert consultations

2.2 小樣本預(yù)調(diào)查結(jié)果 依據(jù)調(diào)查對(duì)象的意見對(duì)2個(gè)條目的表述進(jìn)行修訂，即將條目“關(guān)注與自己的狀況相關(guān)的健康指標(biāo)，如體質(zhì)量、血壓、血糖或血脂水平”中的“自己的狀況”改為“自己身體狀況”，將條目“每天至少吃300 g新鮮蔬菜（相當(dāng)于6棵手掌大小的油菜）”中的“油菜”改為“青菜”，形成修訂版量表。量表的條目數(shù)無增減。量表填寫時(shí)長(zhǎng)為8～15 min。

2.3 正式測(cè)試結(jié)果

2.3.1 受試者一般資料 共發(fā)放問卷519份，有效回收506份，有效回收率為97.5%。使用隨機(jī)數(shù)字生成器將有效回收的506例樣本隨機(jī)分為2份，樣本1（n=253）進(jìn)行探索性因子分析，樣本2（n=253）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，總樣本進(jìn)行項(xiàng)目分析和信度檢驗(yàn)。各組樣本受試者一般資料見表4。

表4 總樣本、樣本1和樣本2的一般資料Table 4 General information of the total sample，subsample 1 and subsample 2

2.3.2 項(xiàng)目分析結(jié)果 研究結(jié)果顯示：（1）臨界比值法中，6個(gè)條目的臨界比值＜3或無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；（2）相關(guān)系數(shù)法中，22個(gè)條目的相關(guān)系數(shù)＜0.40或無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）；（3）內(nèi)部一致性法中，刪除8個(gè)條目后其所在維度的Cronbach'sα系數(shù)升高。根據(jù)臨界比值法、相關(guān)系數(shù)法、內(nèi)部一致性法分析結(jié)果，不滿足以上3種統(tǒng)計(jì)方法中2種及以上的條目共10個(gè)，但其中條目8“參加高強(qiáng)度活動(dòng)（如騎車、慢跑、游泳，每周達(dá)到75 min）”是影響認(rèn)知衰退和癡呆的重要生活方式因素，因此經(jīng)課題組討論后予以保留，刪除其他9個(gè)不滿足條件的條目，見表5。

表5 降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表的項(xiàng)目分析結(jié)果（n=506）Table 5 Item analysis results of the initial version of Dementia Risk Reduction Lifestyle Scale

2.3.3 結(jié)構(gòu)效度

2.3.3.1 探索性因子分析 使用樣本1對(duì)項(xiàng)目分析保留的37個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析。量表的KMO值為0.821，Bartlett球形檢驗(yàn)χ2值為3 298.723（P＜0.001），適合做因子分析。選用主成分分析進(jìn)行因子提取，采用最大方差法旋轉(zhuǎn)，以特征值＞1的標(biāo)準(zhǔn)抽取共同因子；刪除因子載荷值＜0.4、具有多重因子載荷、公因子包含條目數(shù)＜2個(gè)或因子歸類不當(dāng)?shù)臈l目。經(jīng)過2輪因子分析，量表結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定，刪除5個(gè)條目，分別為條目6、12、14、19、23，保留32個(gè)條目。共提取8個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為60.189%，條目因子載荷為0.403～0.866（均＞0.4），無多重載荷，8個(gè)公因子與預(yù)設(shè)維度一致，見表6。因項(xiàng)目分析時(shí)刪除條目31“過量飲酒（男性每天白酒≥50 ml，或葡萄酒≥250 ml，或啤酒≥750 ml；女性每天白酒≥30 ml，或葡萄酒≥150 ml，或啤酒≥450 ml）”，以致“控?zé)熛蘧啤币蜃又形窗u(píng)估飲酒習(xí)慣的條目，因而重新命名該因子為“控?zé)熜袨椤薄?/p>

表6 旋轉(zhuǎn)后的因子結(jié)構(gòu)及各條目的因子載荷（n=253）Table 6 The factor structure and factor loading for each item after the rotation

2.3.3.2 驗(yàn)證性因子分析 使用樣本2進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。采用最大似然法評(píng)估模型參數(shù)，模型擬合指數(shù)如下：卡方自由度比值（χ2/df）=1.657，漸進(jìn)殘差均方和平方根（RMSEA）=0.051，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）=0.852，調(diào)整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）=0.819，規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）=0.743，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（TLI）=0.858，增值適配指數(shù)（IFI）=0.880，比較擬合指數(shù)（CFI）=0.876，其中，χ2/df＜3達(dá)到理想水平，RMSEA＜0.08達(dá)到合理水平，GFI、AGFI、TLI、IFI＞0.800達(dá)到可接受水平，NFI接近可接受水平。

2.3.3.3 內(nèi)容效度 根據(jù)專家函詢結(jié)果，總量表的平均內(nèi)容效度指數(shù)為0.943，各條目的內(nèi)容效度指數(shù)為0.800～1.000。

2.3.4 信度分析

2.3.4.1 內(nèi)部一致性信度 量表各維度的Cronbach'sα系數(shù)為0.502～0.848，總量表的Cronbach'sα系數(shù)為0.862；各維度的奇偶折半Spearman-Brown系數(shù)為0.537～0.887，總量表的奇偶折半信度0.909，見表7。

2.3.4.2 重測(cè)信度 間隔2周重測(cè)，各維度的重測(cè)信度為0.651～0.893，總量表的重測(cè)信度為0.864，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），見表7。

表7 降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表的信度分析（n=506）Table 7 Reliability analysis of the Dementia Risk Reduction Lifestyle Scale

3 討論

3.1 量表的適用性 通過生活方式干預(yù)開展一級(jí)預(yù)防是現(xiàn)階段降低癡呆患病率最具成本效益的途徑，正成為社區(qū)和慢性病管理研究關(guān)注的熱點(diǎn)問題。然而，由于通過生活方式降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的證據(jù)在近十多年才逐漸豐富，目前尚缺乏基于循證依據(jù)的有效工具用于評(píng)價(jià)社區(qū)居民降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式行為?，F(xiàn)有的生活方式量表，如HPLP-Ⅱ，在具體條目的編制中由于缺乏降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)行為的針對(duì)性，不適用于評(píng)價(jià)社區(qū)居民或者高風(fēng)險(xiǎn)人群降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式行為現(xiàn)狀，更不適用于評(píng)價(jià)以降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式為主要目標(biāo)而設(shè)計(jì)的社區(qū)干預(yù)方案的實(shí)施效果。例如，在飲食方面，2019年WHO《認(rèn)知衰退與癡呆風(fēng)險(xiǎn)防控指南》［4］推薦認(rèn)知正常人群和輕度認(rèn)知障礙患者采用地中海飲食以降低認(rèn)知衰退和癡呆的風(fēng)險(xiǎn)。也有大量研究推薦終止高血壓膳食療法（DASH）飲食［17］和推遲神經(jīng)元退化的地中海式干預(yù)法（MIND）飲食［18］以改善認(rèn)知功能。但是，這些飲食模式重點(diǎn)推薦的全谷物、魚類、堅(jiān)果等食物的食用頻率和量，在HPLP-Ⅱ修訂版的營(yíng)養(yǎng)維度中“每天吃面包、米飯、面食和谷類食物”和“每天吃肉、家禽、魚、干豆類、雞蛋和堅(jiān)果類食物”等條目描述中不能體現(xiàn)；此外，現(xiàn)有的生活方式量表中也缺乏對(duì)有益于增加認(rèn)知儲(chǔ)備的腦力活動(dòng)情況的測(cè)評(píng)。本研究編制的降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表，盡管以HPM為理論框架，部分維度和條目源于HPLP-Ⅱ修訂版，但所有維度和條目?jī)?nèi)容均與癡呆風(fēng)險(xiǎn)相關(guān)生活方式的循證指南和最新研究結(jié)論保持一致，更加有針對(duì)性和適用性。

3.2 量表效度分析 效度是指某一研究工具能真正反映其所期望研究概念的程度。本研究應(yīng)用內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度兩種方法對(duì)量表效度進(jìn)行了評(píng)價(jià)。采用專家函詢的內(nèi)容效度指數(shù)評(píng)判量表的內(nèi)容效度。一般認(rèn)為，條目的內(nèi)容效度指數(shù)達(dá)到0.78或以上，總量表的平均內(nèi)容效度指數(shù)達(dá)到0.90或以上，表明專家對(duì)問卷所測(cè)量?jī)?nèi)容的認(rèn)可度高［19］。本量表?xiàng)l目的內(nèi)容效度指數(shù)為0.800～1.000，總量表的平均內(nèi)容效度指數(shù)為0.943，說明其有較好的內(nèi)容效度。

采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)量表的結(jié)構(gòu)效度。探索性因子分析提取的8個(gè)公因子，能解釋60.189%的總變異，32個(gè)條目的載荷為0.403～0.866，均＞0.4，且無多重載荷，8個(gè)公因子與量表編制的預(yù)設(shè)結(jié)構(gòu)基本一致，說明本量表的結(jié)構(gòu)設(shè)計(jì)較為合理。驗(yàn)證性因子分析顯示，χ2/df=1.657，RMSEA=0.051，GFI=0.852，AGFI=0.819，NFI=0.743，TLI=0.858，IFI=0.880，CFI=0.876，除NFI外，其余各主要擬合指數(shù)均＞0.800，達(dá)到了可接受擬合水平。由于TLI是NFI考慮自由度和模型復(fù)雜度影響后的修正指標(biāo)［20］，因此雖然本研究NFI＜0.8，但TLI達(dá)到了可接受水平，仍認(rèn)為模型擬合度尚可。探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析結(jié)果證明量表結(jié)構(gòu)效度良好。

3.3 量表信度分析 信度是指測(cè)量結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性。本研究采用內(nèi)部一致信度和重測(cè)信度對(duì)量表信度進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)。本研究結(jié)果顯示，總量表的Cronbach'sα為0.862、奇偶折半信度系數(shù)為0.909，均＞0.8，說明該量表較為可靠。各維度的Cronbach'sα為0.502～0.848、各維度奇偶折半信度系數(shù)為0.537～0.887，除了腦力活動(dòng)外，其余各維度的Cronbach'sα系數(shù)與奇偶折半信度系數(shù)均較佳（均＞0.6）。而腦力活動(dòng)的內(nèi)部一致性信度系數(shù)雖欠佳但可接受（＞0.5），考慮為腦力活動(dòng)包含條目數(shù)較少、隨機(jī)誤差較大，所以內(nèi)部一致性不是非常理想。重測(cè)信度用來表示研究工具的穩(wěn)定性程度，總量表2周重測(cè)相關(guān)系數(shù)為0.864、各維度的重測(cè)相關(guān)系數(shù)為0.651～0.893，均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.01），表明量表具有時(shí)間一致性，穩(wěn)定性和可靠性較好。

綜上，本研究構(gòu)建的降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)的生活方式量表，包括健康責(zé)任、健腦運(yùn)動(dòng)、健腦飲食、腦力活動(dòng)、控?zé)熜袨?、人際關(guān)系、壓力管理、精神成長(zhǎng)8個(gè)維度，32個(gè)條目。經(jīng)信效度檢驗(yàn)表明量表基本符合心理測(cè)量學(xué)要求，內(nèi)容涵蓋全面，可用于評(píng)估我國(guó)社區(qū)中老年人生活方式是否有利于降低癡呆風(fēng)險(xiǎn)。由于本量表是依據(jù)循證指南編制，而指南證據(jù)的更新可能會(huì)導(dǎo)致條目更新，因此本量表需要定期進(jìn)行更新。此外，由于本研究?jī)H從重慶市社區(qū)體檢居民取樣，樣本量和代表性不足，未來需擴(kuò)大樣本的取樣范圍和樣本量以進(jìn)一步驗(yàn)證量表的代表性和穩(wěn)定性。

作者貢獻(xiàn)：張巾英、楊燕妮進(jìn)行文章的構(gòu)思與研究的設(shè)計(jì)；張巾英、李華、劉曉負(fù)責(zé)研究的實(shí)施；張巾英、李華、劉曉、王黎負(fù)責(zé)數(shù)據(jù)收集；張巾英進(jìn)行數(shù)據(jù)分析與結(jié)果的解釋，撰寫論文；李華、劉曉、王黎、彭滟負(fù)責(zé)相關(guān)行政、技術(shù)或材料支持；楊燕妮負(fù)責(zé)研究設(shè)計(jì)、研究經(jīng)費(fèi)的獲取、論文寫作指導(dǎo)、質(zhì)量控制及審校，對(duì)文章整體負(fù)責(zé)。

本文無利益沖突。