老年人死亡态度量表的编制及信效度检验

崔 静 史宝欣 (天津医科大学护理学院，天津 300070)

文献报道老年人是我国自杀率最高的人群且他们对死亡持恐惧态度的占37.8%〔1，2〕，我国对老年人死亡态度调查分析甚少且缺乏科学规范的测评工具，目前国内一般采用黄天中等〔3〕编制的死亡态度调查问卷(A型)或自行编制的问卷作为测评工具，其科学性及信效度等存在一定局限性。本研究旨在编制老年人死亡态度测评量表，以便科学有效地评估老年人死亡态度的水平。

1 对象与方法

1.1 老年人死亡态度测评量表的编制 查阅国内外相关文献资料〔3～6〕，初步拟定老年人死亡态度测评量表内容共32条;咨询临终关怀专家、老年学专家及统计学专家对量表进行评价，并结合20例小样本访谈调查后，删除了重复、难于理解的条目，最后确定老年人死亡态度预调查测评工具量表共29个条目5个维度，即死亡恐惧与焦虑维度5个条目、逃离导向的接受维度6个条目、自然接受维度7个条目、趋近导向的接受5个条目、死亡逃避维度6个条目;采用Likert五点计分法，即“非常不同意”1分;“不同意”2分;“不确定”3分;“同意”4分;“非常同意”5分。

1.2 量表测试 采用便利取样方法，2010年12月至2011年5月对天津市60岁及以上老年人110人自愿参加，回收有效问卷103份，有效率为94%。其中男49例，女54例;60～70岁66例，71～80岁29例，80岁以上8例;82例已婚，丧偶21例;文化程度小学及以下者21例，初中39例，高中及以上者43例;与老伴及子女居住22例，与子女居住12例，与老伴同住56例，独居者13例;退休前职业:教师8例，工人59例，干部21例，医护人员6例，家庭妇女6例，其他职业3例;身体状况:健康20例，冠心病20例，糖尿病14例，脑血管疾病14例，高血压19例，其他疾病16例;在家中谈论死亡情形:很公开34例，有些不舒服的气氛30例，从来没有谈论过39例。

1.3 统计学方法 采用SPSS16.0软件包，对资料进行条目分析、因子分析、相关分析及信效度分析，用 Pearson相关系数、Cronbach α系数及分半信度共同评价死亡态度量表的信度和效度。以量表总分为标准对数据进行排序，自最高分向下取27%及自最低分向上去27%，分别作为高分组和低分组，采用独立样本t检验法比较两组各条目平均得分的差异。

2 结果

2.1 量表条目的筛选

2.1.1 探索性因素分析 将剩余27个条目行探索性因素分析，其KMO值为0.745，Bartlett球形检验达到显著性水平(P＜0.001)，代表总体的相关矩阵间有共同因素存在，适合做因素分析〔7〕。采用主成分分析抽取共同因素，求得初始变量相关矩阵，同时选用最大变异法(Varimax)进行正交旋转，取特征根大于1及结合碎石图检验，结果显示共产生5个公因子，可解释总变异的54.669%(表1)。根据因子分析的条目删除标准将因子载荷＜0.4、共同性＜0.20的条目删除，量表条目15和18不符合纳入标准;其余的25个条目的因子负荷均在0.4以上，范围在0.403～0.785，且绝大部分条目进入各自维度范围内，仅条目8进入其他维度(表2)。

表1 探索性因素分析结果

2.1.2 项目分析 条目27(t=0.066，P＞0.01)CR值未达到显著水平，予以删除。计算各条目得分与总分的相关系数，可将相关系数低于0.2及未达到显著性水平的条目予以删除，条目4(r=0.065，P＞0.01)不符合条目纳入标准。根据上述项目分析的统计结果，删除条目4和条目27，保留其余条目进行后续分析。

2.2 信度分析 经探索性因子分析调整条目后，对量表进行信度分析，总量表的Cronbach α系数为0.841，各维度Cronbach α系数在0.604～0.834之间;总量表的分半信度系数为0.783，各维度的分半信度系数在0.611～0.746之间。见表3。

2.3 效度分析 5个维度之间的相关系数在0.237～0.580之间。各维度与总量表之间的相关系数在0.601～0.821之间(表4)。

表2 老年人死亡态度量表的因子负荷矩阵

表3 老年人死亡态度量表信度分析结果

表4 老年人死亡态度量表条目与所属维度及维度与总量表相关系数

3 讨论

死亡态度是指个体对死亡做出反应时所持的评价性的、较稳定的内部心理倾向〔8〕。人们对死亡的态度主要包括死亡恐惧、死亡焦虑、死亡逃避等负向态度及自然接受、趋近接受、逃离接受等正向态度〔9〕。

量表的内容效度主要是一个逻辑分析过程，大多在条目筛选、量表形成过程中完成〔10〕。项目分析是编制标准化测验的重点步骤，目的在于初步筛选出适当的条目组成测验试题，可通过决断值(CR)和条目与总分的相关程度进行分析〔11〕。因子分析是评价量表结构效度最有效和最常用的方法〔12〕，理论认为因子分析所显示的公因子应与设计时量表的主题一致，且累计方差贡献率应大于40%，此外，各条目应在其中一个公因子上有较高的负荷值(＞0.4)，而对其他公共因子的负荷值较低〔13〕。分量表与总量表的相关高于各分量表之间的相关是结构效度高的一种表现〔14〕。本研究表明老年人死亡态度测评量表具有较好的结构效度。

内容一致性信度反映了量表内在信度，以Cronbach α系数来表示，而分半信度系数反映了两半问卷所测分数间的一致性〔15〕。Hays等〔16〕认为 Cronbach α 系数在 0.7 以上，该量表则具有较好的信度。

生活方式的现代转变使老年人丧失了人生归宿感，增加了孤独感，从而增加了老人对死亡的恐惧感，而老年人对于必然的死若一味地恐惧，则会降低其生活质量〔17〕。因此开展临终关怀知识教育，尤其是死亡教育，以此改变老年人的死亡态度和死亡观念，树立正确的死亡观，使其能够坦然地探讨和面对死亡是老年人相关教育的重要内容之一。

虽然临终关怀研究与临床实践在国内已经有23年的发展历程，临终关怀理念以及死亡教育在医学界乃至社会大众间已有相当程度的普及，但仍存在着诸如死亡态度研究方法单一、死亡态度测评量表未实现本土化、死亡教育内容单一，方法简单等问题，以致死亡教育发展较为缓慢等。本研究存在着一定的局限性，如抽样范围较小，采用便利抽样及样本量小等问题，拟在后续研究中扩大抽样范围、优化抽样方法和增大样本量进一步修订和完善。

1 陈金香.构建老年人和谐生命——关于老年人生死观的思考〔J〕.景德镇高专学报，2011;26(1):7-9.

2 涂 彧，朱永烈，沈月平，等.老年人死亡态度的调查分析〔J〕.中国老年学杂志，1995;15(6):325-6.

3 崔以泰，黄天中.临终关怀学——理论与实践〔M〕.北京:中国医药科技出版社，1992:95-101.

4 Wong P，Reker G，Gesser G.Death attitude profile-revised:a multidimensional measure of attitude toward death〔M〕.In Neimeyer RA.Death Anxiety Handbook.Washington DC:Taylor＆Francis.1994:121-48.

5 刘 娇.大学生死亡焦虑及其与自我价值感的相关研究〔D〕.重庆，西南师范大学，2005.

6 颜淑慧.台湾地区护专学生死亡态度与生死教育需求之探讨〔D〕.台湾:南华大学生死学研究所硕士学位论文，2002.

7 郝元涛，方积乾.生存质量测定量表等价性评价研究〔J〕.中国行为医学科学，2003;12(3):338-40.

8 陈四光，安献丽.436名大学生死亡态度分析〔J〕.中国心理卫生杂志，2009;23(4):303-4.

9 朱海玲，史宝欣.死亡态度影响因素的研究进展〔J〕.中华护理杂志，2010;45(6):569-70.

10 张静平，姚树桥，唐 莹.护士工作应激源量表的编制及信效度检验〔J〕.中华护理杂志，2007;42(5):396-401.

11 解亚宁.心理统计学〔M〕.北京:人民卫生出版社，2007:302-11.

12 Portney LG，Watk ins MP.Foundation of clinical research:application to practice〔M〕.2nd ed.New Jersey:Prentice-Hall，2002:142-5.

13 方积乾.医学统计学与电脑实验〔M〕.上海:上海科学技术出版社，2001:246-51.

14 李 红，宋亦男，王小芳.护理职业风险评估工具的研制与评价〔J〕.中华护理杂志，2008;43(7):651-4.

15 姜 峰，张淑媛.大学生自我评价量表的编制及信效度检验〔J〕.中国健康心理学杂志，2010;8(4):499-501.

16 Hays RD，Anderson R，Revicki D.Psychometric considerations in evaluating health-related quality of life measures〔J〕.Quality Life Res，1993;2(6):441-9.

17 陈金香.试析当代中国老年人生死观与生死态度之矛盾及其解决途径〔J〕.江西师范大学学报(哲学社会科学版)，2008;41(1):36-41.