老年前期人群退休規(guī)劃過程量表的漢化及信效度檢驗

張佳惠，龐書勤，洪雪珮，鄭智慧，李綿利，黃鈺峰，王煒駿

（1.福建中醫(yī)藥大學(xué) 護理學(xué)院，福建 福州 350122；2.廈門大學(xué)附屬第一醫(yī)院 心內(nèi)科，福建 廈門 361001）

隨著老齡化日益加劇，養(yǎng)老負擔(dān)不斷加重[1]。研究指出，年齡介于45～59 歲的人群屬于老年前期人群[2]，隨著年齡增大逐漸出現(xiàn)免疫力降低、生理功能衰退等特征[3]。每年我國有數(shù)百萬的老年前期人群進入退休階段，其退休準(zhǔn)備和角色適應(yīng)直接影響老年期的生活質(zhì)量[4-5]。面對社會養(yǎng)老保障不足、家庭供養(yǎng)持續(xù)弱化的現(xiàn)實困境，提前進行退休規(guī)劃、儲蓄養(yǎng)老資源是應(yīng)對養(yǎng)老風(fēng)險的關(guān)鍵[5-7]，有助于老年前期人群實現(xiàn)退休期望，促進退休轉(zhuǎn)變與適應(yīng)[8]。新西蘭Noone 博士開發(fā)的退休規(guī)劃過程量表包括經(jīng)濟、健康、休閑方式和心理社會規(guī)劃4 個維度、39 個條目，可全面評估退休準(zhǔn)備的階段與實施情況[9]。目前我國尚缺乏測量退休準(zhǔn)備的專用量表，本研究旨在漢化退休規(guī)劃過程量表，并評價中文版退休規(guī)劃過程量表的信效度，為科學(xué)測評我國老年前期人群退休規(guī)劃提供評估與干預(yù)工具。

1 對象與方法

1.1 研究對象 于2021 年1—7 月，方便抽樣選取福建省福州市、廈門市、龍巖市等地符合納入條件的老年前期人群605 名進行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）基于生命周期理論[10]，并從個體的生理變化和我國男女性退休年齡綜合考慮[11-12]，選取年齡50～59 歲人群；（2）健康狀況良好，能夠完成一般溝通交流；（3）經(jīng)說明解釋，愿意參加本調(diào)查。

1.2 研究工具

1.2.1 一般人口學(xué)資料 自行設(shè)計，包括性別、年齡、婚姻狀況、居住地、自覺健康狀況、每月經(jīng)濟收入、是否患有慢性病、是否有養(yǎng)老保險、是否有醫(yī)療保險。

1.2.2 退休規(guī)劃過程量表 （Process of Retirement Planning Scale, PRePS）由新西蘭Noone 博士[9]于2010 年研制并應(yīng)用于年齡45～60 歲的老年前期人群，總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.867，共包含4 個維度、52 個條目，分別是退休描述（條目1～18），退休目標(biāo)（條目19～22），退休準(zhǔn)備的決定（條目23～36），退休準(zhǔn)備（條目37～52）。采用Likert 5 級評分法，1～5 分（非常不同意～非常同意），總分為52～260 分，得分越高表明退休規(guī)劃越充分。目前該量表已被翻譯為土耳其版、韓版、西班牙版等多個版本，用于多國的退休規(guī)劃測評。

1.3 量表的漢化及跨文化調(diào)試

1.3.1 量表的翻譯 課題組在獲取原作者Noone 博士的同意后，參照Brislin 翻譯模式[13]對量表進行翻譯和修訂。（1）正向翻譯：首先邀請2 名研究者（均為碩士學(xué)歷，且通過英語6 級考試）根據(jù)翻譯程序獨立完成量表翻譯，之后再由1 名具有海外留學(xué)經(jīng)歷的健康管理學(xué)博士對2 個翻譯版本進行比較，組織前2 名譯者及課題組成員討論，形成PRePS 中文版1。（2）反向翻譯：另選2 名未接觸過原量表、熟練掌握中英文、具有海外留學(xué)經(jīng)歷的翻譯者（均為高校教師）對PRePS 中文版1 進行獨立回譯。由課題組成員對2 個回譯版本進行對比、整合，形成PRePS 回譯版。（3）檢譯：將PRePS 回譯版發(fā)給原作者Noone博士，請其評價PRePS 回譯版與原版在內(nèi)容、詞義表達上是否一致，基于原作者的建議，并綜合考慮我國國情進一步修改，形成PRePS 中文版2。

1.3.2 量表的文化調(diào)適 本研究邀請6 名專家對PRePS 中文版2 進行評議，其中老年護理專家2 名，社區(qū)護理專家2 名，健康護理專家1 名，臨床護理專家1 名。6 名專家工作年限為17～40 （26.83±9.41）年，學(xué)歷均在本科及以上，其中博士1 名、碩士4 名、本科1 名；高級職稱5 名、副高級職稱1 名。6 名專家圍繞表達清晰度、語言習(xí)慣、文化背景以及概念等價性方面，對量表的各條目進行評議，采用Likert 5級評分法：從“完全不相關(guān)”至“非常相關(guān)”依次賦予1～5 分，最終形成預(yù)調(diào)查版量表（量表版本Ⅰ）。

1.4 資料收集 采用問卷星調(diào)查法 （問卷鏈接：https://www.wjx.cn/vm/PXSrbFh.aspx），由研究者將問卷的鏈接及研究目的、意義、填寫注意事項等發(fā)放給調(diào)查對象，囑其匿名填寫，并直接提交。研究共分為2個階段進行：（1）從2021 年1—2 月選取樣本1（n=88），采用量表版本Ⅰ進行預(yù)調(diào)查，了解量表條目是否表達清晰、通俗易懂，根據(jù)調(diào)查對象的意見反饋和數(shù)據(jù)分析結(jié)果，進行條目篩選，形成正式調(diào)查版量表（量表版本Ⅱ）。（2）從2021 年3—7 月，招募樣本2（n=598）參與問卷調(diào)查并進行條目篩選和信效度分析，進一步完善量表。2～4 周后從樣本2 中選取60 例老年前期人群再次完成量表版本Ⅱ以此檢驗重測信度。

1.5 量表的信度效度檢驗方法 內(nèi)在信度由Cronbach α 系數(shù)和奇偶分半信度共同評價；外在信度則通過重測信度體現(xiàn)[14]。內(nèi)容效度：采用內(nèi)容效度指數(shù)（content validity index,CVI）作為量化指標(biāo)，請專家評估各條目與主題的相關(guān)性，CVI 越高，內(nèi)容效度越好[15]。

結(jié)構(gòu)效度：（1）探索性因子分析[16]（Exploratory Factor Analysis, EFA）：采用主成分分析法和最大方差正交旋轉(zhuǎn)法，提取特征值＞1 的公因子，刪除因子載荷值＜0.4、有多重載荷、公因子包含條目數(shù)＜3 個的條目；（2）驗證性因子分析 （Confirmatory Factor Analysis, CFA）：采用最大似然估計法檢驗?zāi)Ｐ蛿M合度，若各擬合指數(shù)均達標(biāo)，提示結(jié)構(gòu)效度良好[16]。（3）計算各維度之間、各維度與總分之間的相關(guān)系數(shù)，評價量表的內(nèi)在相關(guān)性效度[15]。

1.6 倫理考慮 本研究已獲得福建中醫(yī)藥大學(xué)附屬第三人民醫(yī)院醫(yī)學(xué)倫理委員會的批準(zhǔn) （批準(zhǔn)號：2022KS-85-1）。所有調(diào)查對象在填表前均已獲悉該知情同意書，在得到調(diào)查對象口頭同意后請其直接填寫問卷，并承諾所測數(shù)據(jù)僅用于本研究，將嚴格保護個人隱私。

1.7 統(tǒng)計學(xué)方法 采用SPSS 22.0 分析數(shù)據(jù)，用百分數(shù)、均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差等進行一般資料的統(tǒng)計學(xué)描述，依據(jù)被調(diào)查者填寫問卷的時間先后順序進行編碼，分成前后等量的2 部分，方便選取前一半的樣本量做探索性因子分析，而后將后一半的樣本量導(dǎo)入Amos 24.0 進行驗證性因子分析，P＜0.05 表示差異有統(tǒng)計學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 在預(yù)調(diào)查階段，共發(fā)放問卷90 份，剔除填寫不完整等無效問卷2 份，回收有效問卷88份，有效回收率為98%；在正式調(diào)查階段，共發(fā)放605 份問卷，剔除填寫不完整等無效問卷7 份，回收有效問卷598 份，有效回收率為98.8%，年齡為50～59（53.76±2.68）歲。其中，男267 名（44.6%）、女331名（55.4%）；居住在城市208 名（34.8%）、居住在農(nóng)村390 名（65.2%）；在婚有配偶561 名（93.8%）、不在婚（含未婚/離異/喪偶）37 名 （6.2%）；每月的經(jīng)濟收入＜3 000 元269 名（45.0%）、3 000～6 000 元261 名（43.6%）、經(jīng)濟收入＞6000 元68 名（11.4%）；自覺健康狀況“良好”205 名（34.3%）、“一般”322 名（53.8%）、“差”71名（11.9%）；患有慢性病533名（89.1%）、未患有慢性病65名（10.9%）；有養(yǎng)老保險288名（48.2%）、沒有養(yǎng)老保險310 名（51.8%）；有醫(yī)療保險519 名（86.8%）、沒有醫(yī)療保險79名（13.2%）。

2.2 該量表的修訂

2.2.1 條目修訂 在量表翻譯過程中，根據(jù)函詢專家、預(yù)調(diào)查對象的意見反饋，進行了如下修訂：（1）由于我國法定退休年齡為男性60 周歲、女性55 周歲，為貼近我國國情，故將條目38“如果我被迫在65 歲退休，我會有足夠的錢來應(yīng)對退休生活”修改為“如果我被迫在60 歲退休，我會有足夠的錢來應(yīng)對退休生活”；（2）考慮到大部分50～59 歲的老年前期人群還處于臨退休階段，故將條目22“作為退休人員，我對未來想要扮演的角色有明確目標(biāo)”修改為“我對于退休后想扮演的角色有明確的目標(biāo)?！贝送猓陬A(yù)調(diào)查中，有5 名調(diào)查對象反映條目23、24、27、28、29、30、33、34、46、47 采取的是反向計分形式，表達邏輯與其他條目不一致，不易理解。經(jīng)反復(fù)推敲、評議，課題組統(tǒng)一了各條目的表達方式，均采用正向表達，如將條目23“現(xiàn)在開始考慮退休后的經(jīng)濟問題還為時過早”修改為“現(xiàn)在開始考慮退休后的經(jīng)濟問題正是時候”，最終形成與原量表理論結(jié)構(gòu)相同的4 個維度、52 個條目的正式調(diào)查版老年前期人群退休規(guī)劃過程量表（量表版本Ⅱ）。

2.2.2 項目分析 項目分析是檢測量表條目可接受性的關(guān)鍵，本研究主要采用以下3 種方法，（1）相關(guān)系數(shù)法[17]：將各條目得分與量表總分進行Pearson 相關(guān)分析，刪除相關(guān)系數(shù)r＜0.4 或P＞0.05 的條目。（2）離散程度法[14]：通過計算各條目的變異系數(shù)（CV），即各條目標(biāo)準(zhǔn)差與平均值之比，刪除CV＜15%的條目。（3）區(qū)分度分析法[18]：將樣本2（n=598）中各調(diào)查對象的測評總分降序排列，前27%（n=162）為高分組，后27%（n=162）為低分組，采用兩獨立樣本t 檢驗，刪除臨界比率值（critical ratio, CR）＜3 或P＞0.05的條目。結(jié)果顯示，各條目的CV 為0.216～0.358；各條目與量表總分的相關(guān)系數(shù)為0.499～0.824（P＜0.001）；各條目在量表總分高、低分組之間的CR 為8.436～27.940（P＜0.001），均符合統(tǒng)計學(xué)保留要求，故無條目刪除。

2.2.3 信度分析 依據(jù)正式調(diào)查中調(diào)查對象填寫問卷的時間先后順序進行編碼，利用前299 名調(diào)查對象的數(shù)據(jù)進行Cronbach α 系數(shù)和分半信度的分析。研究顯示，總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.982，各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.952～0.969?？偭勘淼姆职胄哦葹?.915，各維度的分半信度為0.935～0.962。此外，從樣本2（n=598）中方便抽取60 名老年前期人群，間隔2～4 周再次邀請其完成量表版本Ⅱ，結(jié)果顯示總量表的重測信度為0.865，各維度的重測信度為0.864～0.904，詳見表1。

表1 中文版退休規(guī)劃過程量表及各維度信度

2.2.4 效度分析

2.2.4.1 內(nèi)容效度 總量表的內(nèi)容效度指數(shù)為0.980，各條目的內(nèi)容效度指數(shù)為0.860～1.000。

2.2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 利用正式調(diào)查中前299 名調(diào)查對象的數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，采用主成分分析法，進行最大方差正交旋轉(zhuǎn)，結(jié)果有9 個條目的載荷值同時在2 個維度上超過0.4，有2 個公因子都只有2 個條目，不滿足1 個因子至少有3 個條目的要求，給予刪除；接著將剩余的39 個條目進行第2 次探索性 因 子 分 析，KMO 值 為0.967，Bartlett’s 球 形 檢 驗χ2=13 364.087（df=741，P＜0.001），適合做因子分析。共抽取4 個特征值＞1 的公因子，累積解釋74.387%的變異，旋轉(zhuǎn)后各條目分布合適，無刪除條目，最終形成4 個維度，共39 個條目的模型，詳見表2；利用正式調(diào)查中后299 名調(diào)查對象的數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析。結(jié)果顯示，本量表的各項擬合指數(shù)均達標(biāo)，說明模型構(gòu)建良好，詳見表3。此外，總量表與各維度的相關(guān)性為0.816～0.930，各維度之間的相關(guān)性為0.678～0.769，詳見表4。

表2 中文版退休規(guī)劃過程量表因子矩陣（n=299）

表3 中文版退休規(guī)劃過程量表驗證性因子分析模型的擬合指數(shù)（n=299）

表4 中文版退休規(guī)劃過程量表總分與各維度之間的相關(guān)系數(shù)（n=299）

3 討論

3.1 中文版退休規(guī)劃過程量表具有較好的信度信度反映了測評結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性，用來衡量待測工具的準(zhǔn)確程度[19]。研究指出，Cronbach α 系數(shù)和分半信度是檢驗量表內(nèi)部一致性的強有力指標(biāo)，當(dāng)二者超過0.7 時，提示測評工具信度良好[20]。由結(jié)果可知，總量表的Cronbach α 系數(shù)為0.982，各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.952～0.969；總量表的分半信度為0.915，各維度的分半信度在0.935～0.962，均超過參考標(biāo)準(zhǔn)，且高于原量表[9]和西班牙版PRePS[21]，分析原因可能是因為本研究調(diào)查的是年齡50～59 歲的老年前期人群，年齡跨度小，樣本異質(zhì)性較低，而Noone 的調(diào)查對象年齡范圍為45～60，且受試樣本量相對較小，導(dǎo)致了內(nèi)部一致性分析結(jié)果的不穩(wěn)定。重測信度是采取同種檢測方法重復(fù)測量相同對象時，評估前后測量結(jié)果的一致性，相關(guān)性越高，穩(wěn)定性越好。一般來說，重測信度范圍為0.40～0.75 提示重測信度較好，＞0.75 說明重測信度很好。而本研究中，總量表的重測信度為0.865，各維度的重測信度為0.864～0.904，均>0.800，基本與土耳其版PRePS 的重測信度相當(dāng)[22]，表明量表具有較好的跨時間穩(wěn)定性和可靠性[16]。由于“退休準(zhǔn)備”維度在本研究重測信度評估中分值最低，故建議未來的研究可以繼續(xù)完善退休準(zhǔn)備的條目設(shè)計，在行為方面捕獲更好的退休計劃。

3.2 中文版退休規(guī)劃過程量表具有較好的效度效度是指研究工具測量結(jié)果的準(zhǔn)確性、有效性和正確性程度[23]。本研究結(jié)果顯示，總量表的內(nèi)容效度指數(shù)S-CVI 為0.980，而各個條目的內(nèi)容效度指數(shù)I-CVI 為0.830～1.000，滿足當(dāng)函詢專家≥6 人時，S-CVI＞0.90，I-CVI＞0.78 的統(tǒng) 計學(xué)要求[24]，說明各條目能準(zhǔn)確反映老年前期人群的特質(zhì)，與量表的核心概念具有較強的相關(guān)性，可展現(xiàn)待測內(nèi)容的不同構(gòu)面。內(nèi)部相關(guān)性分析顯示，各條目與總量表的相關(guān)系數(shù)為0.816～0.930，且各維度與總量表的相關(guān)系數(shù)整體高于各維度之間的相關(guān)系數(shù)，說明量表內(nèi)部相關(guān)性良好，且各維度相互獨立。此外，本研究經(jīng)2 次探索性因子分析后共提取4 個特征值＞1 的公因子，與原量表的理論結(jié)構(gòu)保持一致，累積解釋74.387%的變異，且驗證性因子分析結(jié)果顯示各項擬合指標(biāo)均達標(biāo)[25]，模型擬合良好，中文版退休規(guī)劃過程量表整體結(jié)構(gòu)效度較好。因子分析共刪除13 個不符合統(tǒng)計學(xué)要求的條目，考慮主要與我國國情和傳統(tǒng)文化影響有關(guān)，中華民族歷來提倡人與人之間要“互敬”，維持一個親密又舒適的社交距離。因此，多數(shù)個體在與他人相處過程中會盡量避免易造成不適的敏感話題，如金錢、家庭背景、工作狀況等[26]，將更多的時間與精力用來經(jīng)營個人生活，而不是過分關(guān)注他人的退休準(zhǔn)備情況，這可能導(dǎo)致部分條目若涉及到是否了解同齡人經(jīng)濟準(zhǔn)備、社交活動等（如條目3、條目11、條目25、條目31、條目35）普遍得分較低，區(qū)分度不夠而被刪除。此外，我國50～59 歲的老年前期人群往往處于“上有老下有小”階段，雖然生活壓力隨著子女的成長逐漸得到緩解，但完全從工作中解放出來的只是少部分人群，更多的時候個體需要重新分配工作與休閑的占比，逐步減少工作強度，加強個人生活的投入，因此部分條目（如條目50、條目51 等）因不符合實際情況而被刪除。

3.3 中文版退休規(guī)劃過程量表的實用性及可行性調(diào)查顯示，截止到2020 年，我國60 歲以上老年人口數(shù)達2.64 億，約占總?cè)丝诘?8.7%，預(yù)計到2050 年將突破4.87 億[1，27]，養(yǎng)老負擔(dān)日益劇增。相比與社會養(yǎng)老服務(wù)體系較為完善的發(fā)達國家，我國未富先老，社會養(yǎng)老資源有限，加之受計劃生育政策的影響，傳統(tǒng)的家庭結(jié)構(gòu)趨于小型化與核心化，子女贍養(yǎng)壓力日漸增大，家庭供養(yǎng)逐漸弱化?，F(xiàn)階段，單純依靠社會或家庭養(yǎng)老已不能滿足日益增長的養(yǎng)老需求[28]，為了保證晚年生活質(zhì)量，老年前期人群需要擺脫依賴型的養(yǎng)老觀念，加強退休規(guī)劃意識，充分發(fā)揮主觀能動性應(yīng)對養(yǎng)老問題，提前籌劃退休生活，降低對社會、子女的依賴，實現(xiàn)自立自養(yǎng)[29]。退休規(guī)劃不僅能提高個體的心理適應(yīng)性，緩沖離退休帶來的多重身心轉(zhuǎn)變，也有助于養(yǎng)老資源的前瞻性積累，促進個體對退休生活的有效調(diào)整[29]，提高退休后的健康水平，增加生活幸福度。然而，現(xiàn)階段，我國退休規(guī)劃相關(guān)的研究尚處于起步階段，學(xué)術(shù)界暫未發(fā)現(xiàn)信、效度良好的退休規(guī)劃測評工具，中文版退休規(guī)劃過程量表的出現(xiàn)填補了這一領(lǐng)域的空白，且該量表條目數(shù)適中，表述通俗易懂，符合我國基本國情，每次測評大約需5～10 min，具有較好的可操作性。此外，以計劃過程理論為研制依據(jù)的PRePS 能夠較全面地評估了個體在財務(wù)、健康、生活方式和心理社會規(guī)劃4 個領(lǐng)域的規(guī)劃程度，并從退休描述、退休目標(biāo)、退休準(zhǔn)備的決定以及退休準(zhǔn)備4 個層次考察，以此確定不同群體著力于規(guī)劃的哪個階段，存在哪些薄弱點與知識盲區(qū)，這也有助于醫(yī)護工作者精準(zhǔn)開展退休干預(yù)，大力推動老年健康促進工作，具有較強的實用性。

3.4 中文版退休規(guī)劃過程量表在老年前期人群中應(yīng)用的可靠性及科學(xué)性 本研究嚴格依據(jù)Brislin翻譯模型進行漢化，邀請了6 位研究領(lǐng)域與老年護理、社區(qū)護理等密切相關(guān)且具備豐富的工作經(jīng)驗與較高學(xué)術(shù)權(quán)威性的專家完成文化調(diào)適，其中既包括了學(xué)識淵博、造詣深厚的老專家，也涵蓋了思維活躍，善于接受新思想、新理念的青年專家，具有一定的代表性。此外，本研究通過專家函詢、預(yù)調(diào)查、正式調(diào)查等多個步驟，將量表應(yīng)用于我國老年前期人群，逐步完成指標(biāo)篩選，充分體現(xiàn)所測內(nèi)容的全面性、科學(xué)性，在一定程度上可以代表老年前期人群的真實觀點，保證了中文版退休規(guī)劃過程量表的可靠性和可行性。最終形成的正式版退休規(guī)劃過程量表包含退休描述、退休目標(biāo)、退休準(zhǔn)備的決定以及退休準(zhǔn)備4 個維度，共39 個條目，與原量表理論結(jié)構(gòu)一致，符合我國基本國情，體現(xiàn)中國特色，具有較好的信、效度，且各項指標(biāo)均符合測量學(xué)要求，可作為評估我國老年前期人群退休規(guī)劃的測量工具。

4 局限性及未來研究方向

本研究尚存在不足之處。一方面，在研究設(shè)計階段未能選擇理想的參照標(biāo)準(zhǔn)進行效標(biāo)效度的檢驗，在未來的研究中建議納入老年前期人群自我養(yǎng)老準(zhǔn)備量表進行調(diào)查分析，對比二者總分和各維度的相關(guān)性，進一步修正、完善量表。另一方面，由于時間、精力、研究經(jīng)費受限，本研究采取方便抽樣法，共調(diào)查了598 名老年前期人群，且大多來自于福建省，在一定程度上可能存在普遍性不足的問題，建議在今后研究中可開展大樣本的實證研究，進行多地區(qū)、多層次調(diào)查取樣，以此提高樣本的代表性、均衡性，增強量表的科學(xué)性和廣泛適用性。

[致謝] 感謝福建中醫(yī)藥大學(xué)俞向梅老師對本文數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析指導(dǎo)！