肠造口接受度问卷的汉化与信效度评价

胡 婷，王惠珍，甄 莉，李希琳，曾少娜，叶子文

（1.南方医科大学护理学院 广州医科大学附属第三医院，广东510150；2.深圳大学医学部护理学院；3.南方医科大学南方医院；4.广州医科大学附属第二医院）

随着医疗水平的进步，国内外专家致力于低位直肠癌保肛术，但仍有5%～30%直肠癌病人需要进行Miles 手术，做永久性的肠造口[1]。肠造口提高了病人的生存率，也给病人生活质量带来负面影响，如身体外观的改变、负面情绪、运动不便、社交困扰、性生活障碍等[2]。如何帮助病人进行自我护理与管理，促进病人心理的适应与接受，回归社会生活与工作，引起广泛关注。有研究显示造口接受与造口适应密切相关[3]。有学者认为接受疾病是适应疾病的关键部分，接受是评价适应程度的指标。关于造口接受度存在不同的定义，目前没有统一的定论。Bagnasco 等[4]在2017 年编制了针对肠造口病人的造口接受度量表，用来测量肠造口病人的造口接受度水平，促进病人接受、适应造口，提高自我护理能力和生活质量。本研究将该问卷进行汉化并在肠造口病人中进行调研，检验其信效度，为评估肠造口病人造口心理接受状态提供有效的测量工具。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采用方便抽样法，在广州市3 家综合性医院选取215 例肠造口病人。纳入标准：①患有结直肠癌并进行了肠造口手术；②年龄≥18 岁；③研究对象知情同意，并自愿参与本研究。排除标准：①存在认知功能障碍者；②拒绝参加本研究；③合并其他严重疾病。根据问卷调查样本量一般为问卷条目的5～10倍的原则，考虑到20%的丢失率，拟定样本量至少为213 例。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料问卷 由研究者自行设计，包括年龄、性别、居住地、文化程度、婚姻状态、职业状况、收入水平、手术时间、自理程度、造口并发症情况等。

1.2.2 造口接受度问卷（Stoma Acceptance Questionnaire）该问卷是自评式问卷，由意大利Bagnasco 博士在奥瑞姆自我护理理论并进行专家咨询的基础上研制开发，用于测量肠造口病人造口接受度状况。原量表共17 个条目，分为评估重要性（8 个条目）、评估信任（6 个条目）、促进自主决策与责任感（3 个条目）。均采用Likert 4 级评分法，总分17～68 分，得分越高表示接受度水平越高。问卷具有良好的信效度。

1.2.3 伤残接受度量表(The Acceptance of Disability Scale,ADS) 该量表由Linkowski 根据丧失接受理论于1971 年研发了伤残接受度量表，包括扩大维度（价值范畴的扩大）、从属维度（身体形态的从属性）、包容维度（对伤残影响的包容）、转变维度（从对比价值向固有价值的转变）4 个维度共50 个条目。为了优化量表，Groomes 等[5]于2007 年调整伤残接受度量表为32 个条目，反向计分条目为22 个，采用Likert 5 级评分法，总分为32～128 分。中文版量表由复旦大学陈妮等[6]引进汉化，中文版伤残接受度量表内容效度指数（CVI）为0.919，Cronbach′s α 系数为0.83，信效度良好。

1.3 研究方法

1.3.1 问卷的汉化及文化调试 在取得原作者Bagnasco博士研究团队的授权与同意后，对造口接受度问卷翻译回译、文化调适、语义分析，形成问卷初测版。①翻译回译：根据Brislin 翻译模型，问卷由具有双语背景的1 名护理学硕士研究生以及1 名海外留学医学生分别翻译原问卷，对翻译后的两个版本存在不一致的地方，请2 名具有双语背景的护理学专家进行讨论评价,确定一个初步的翻译版本。另选取与顺译不同的两名翻译者进行回译，同为具有双语背景1 名护理学硕士研究生以及1 名医学英语专业硕士研究生。翻译小组和课题组人员共同对顺译后版本和回译版本进行评价，对不一致的地方进行讨论，确定回译版本并将其发送给原作者审核。②文化调试：建立包括翻译者在内的专家委员会，对中文版造口接受度问卷进行文化调适，专家包括2 名护理学专家、3 名临床造口师、1 名心理学专家和1 名语言学专家。③语义分析：选取广州市某综合性医院的20 名不同年龄阶段、不同手术时间的肠造口病人进行语义分析，测试肠造口病人对语义的理解程度，并根据病人的建议进行改进，使病人更易理解问卷条目。结合专家意见及病人预调查中的问题。将条目2 中“重新有性行为”改为“恢复以前的性生活”；条目3 中“保持自主性”改为“保持自理水平”；条目4 中“你对家人支持的信任度如何”改为“你认为家人对你的支持如何”。确定了17 个条目的中文版造口接受度问卷。

1.3.2 资料收集 本次研究成立调查小组，由研究者本人和小组成员共同发放，在问卷调查前对小组成员进行培训，要求向病人解释本次研究的意义，征求病人的同意，并告知条目的含义、填写的要求与方法。对年龄较大或不方便亲自填写的病人，由调查成员向病人逐一询问与解释，协助其完成问卷。最终发放问卷230 份，有效问卷为215 份，有效回收率为93.5%。

1.4 信效度指标 问卷总得分前27%和后27%的差异比较，删除决断值检验未达显著的题项。

1.4.1 效度 ①内容效度：选取7 名专家（4 名临床专业造口师、1 名方法学专家、1 名护理专家、1 名心理学专家）对中文版造口接受度问卷的条目进行评价，计算CVI。②结构效度：采用探索性因子分析，确定问卷的结构效度。以条目在某个因子的载荷大于0.4 作为因子归属标准，出现多重载荷则予以删除。

1.4.2 信度 ①内在一致性信度：计算总问卷及各维度的Cronbach′s α 系数。②重测信度。③效标关联效度。

1.5 统计学方法 采取双人录入数据以保证准确性。采用SPSS 20.0 软件对资料进行描述性分析、项目分析、相关性分析、信度分析和探索性因子分析。

2 结果

2.1 项目分析 本研究中采取决断值检验，以造口接受度问卷总得分前的27%作为高分组和后27%作为低分组进行比较分析每个条目的差异，以分析题项的鉴别度。判断高分组与低分组在各题项得分的差异是否有统计学意义。经过正态性检验得出各条目得分不服从正态分布（P＜0.05）。采用两独立样本Wilcoxon秩和检验。除了条目7 与条目12，其他所有题项在高分组与低分组的得分差异均具有统计学意义（P＜0.001），结果见表1。

表1 高分组与低分组造口接受度条目得分比较[M(P25,P75)]

将问卷各条目与总分进行Spearman 相关分析，判断题项与量表总体的同质性。一般认为，相关系数值越大，与总体问卷同质性较高。相关系数未达到统计学意义或者相关系数值较小则考虑删除该题项。结果显示，条目7、条目12 与问卷得分的相关系数分别为0.063，0.094。条目1、条目2、条目5 总分相关系数分别为0.320，0.337，0.267。其他题项和问卷总分之间的相关系数为0.380～0.727。具体结果见表2。根据分析结果，删除条目1、条目2、条目5、条目7、条目12。其他条目保留并进行下一步分析。

表2 造口接受度各条目与总分的相关性

2.2 效度分析

2.2.1 内容效度 共有7 名专家对问卷内容效度进行评定，采用4 分法，1 分表示“不相关”，2 分表示“有些相关”，3 分表示“相关”，4 分表示“非常相关”。问卷条目水平内容效度（I-CVI）为0.86～1.00，被所有专家评定为3 分或4 分的条目有11 个，量表水平内容效度指数(S-CVI/Ave)为0.988。

2.2.2 结构效度 将问卷剩余的12 个题项进行探索性因素分析，KMO=0.813，χ2=1 080.55(df=66，P＜0.001)。KMO 值大于0.80，表明题项变量间的关系极佳，可以进行因子分析。采用主成分分析法，以题项载荷＞0.4，因子特征根＞1，各因子水平题项数至少为3个，题项不出现明显多重载荷作为判断原则。结合碎石图最终提取3 个因子，3 个因子分别解释总方差的25.279%、24.168%、15.033%，累计解释64.48%的总方差。条目15“你需要和其他造口病友交流吗？”在因子2 和因子3 载荷都大于0.4。根据专业知识，与病友交流属于社会支持范畴，所以将条目15 归为因子3。最终确定了12 个条目的造口接受度问卷，所属维度较原问卷有所调整，3 个因子分别命名为评估重要性（因子1）、自主与接受（因子2）、评估支持度（因子3）。探索性因子分析结果具体见图1、表3。

图1 中文版造口接受度问卷探索性因子分析碎石图

表3 中文版造口接受度问卷探索性因子分析结果

2.2.3 效标关联效度 选择伤残接受度量表作为中文版造口接受度问卷的效标。Spearman 相关结果显示，二者得分呈正相关（r=0.61,P＜0.001）。

2.3 信 度 分 析 总 问 卷 内 部Cronbach′s α 系 数 为0.826。各因子的Cronbach′s α 系数为0.651～0.795，具体见表4。在医院选取18 例病人，发放填写中文版造口接受度问卷，2 周后重测。两次测量问卷总分相关系数为0.81，问卷组内相关系数（intraclass correlation coefficient,ICC）为0.912（P＜0.001）。

表4 中文版造口接受度问卷信度分析

3 讨论

3.1 引进肠造口接受度问卷的意义 目前，在造口接受度方面的研究主要是造口接受度现状以及相关因素的研究，各因素之间如何起作用有待进一步研究。对于测量工具，疾病接受度量表[7]以及慢性健康状况（造口）接受度量表[8]在造口病人方面有待进一步验证。伤残接受度量表应用较为广泛，但缺少适用于肠造口病人的特异性量表。此外，诸多研究[9-11]表明，肠造口接受度与社会关系质量、社会支持、述情障碍、自尊及应对方式、病耻感、希望水平、认知情绪调节方式、生活质量等健康因素有关。造口病人的生活质量与接受度密切相关，提高其造口接受度，有利于改善生活质量[12-14]。

3.2 问卷的汉化及文化调试 本研究中问卷的汉化基于Brislin 翻译模型进行。直译人员为1 名护理硕士研究生及1 名具有双语背景的海外留学医学生。回译人员为与前1 名不同的护理硕士研究生及1 名医学英语专业硕士研究生。在整个过程中，咨询了护理学、语言学、方法学、心理学方面的专家。在预实验过程中，根据病人的反馈进一步调整，确保问卷表达清晰，语义易于理解。

3.3 中文版造口接受度问卷的项目分析 造口接受度问卷项目分析结果显示，条目7 与条目12 在高分组与低分组中差异无统计学意义，条目1、条目5、条目7、条目12 与总分相关系数偏小，条目2 由于相关系数偏小以及信度分析中不太理想，最终删除了条目1、条目2、条目5、条目7、条目12。条目1“对家人保留自己的隐私，对你有多重要”，关于这个隐私的问题，大多数肠造口病人对家人比较依赖，比如需要家人换造口袋等，85.6%的调查对象认为不重要或者完全不重要。但是国外对此概念的理解，可能存在差异。条目2“恢复以前的性生活对你有多重要”，研究对象大多数是中老年人（33.0% 的病人年龄大于60 岁）。对于此问题60.9%的调查对象认为不重要或完全不重要，也存在羞于表达或有所顾忌的问题，导致结果不太理想。条目5“衣着对你有多重要”，条目7“有一个固定的场所提供建议(比如门诊对你有多重要)”，条目5 和条目7的调查结果比较趋同，大部分病人认为重要或很重要，有可能导致了高分组和低分组之间的差异较小以及与总分相关性较小。条目12“你在合理膳食方面做得如何”大部分肠造口病人在术后都对饮食有所调整，78.0%的研究对象认为自己注重饮食，可能导致了该条目没有区分度。删除了5 个条目导致问卷结构与原版有所区别。总体上，可能是由于经济文化的差异、价值观的不同，中文版问卷在原问卷的基础上有所调整，形成了符合我国文化背景的中文版造口接受度问卷。

3.4 中文版造口接受度问卷的效度分析 本研究采用内容效度及结构效度对中文版造口接受度问卷的效度进行评价。经过7 位相关领域的专家对其内容效度进行评价，中文版造口接受度问卷的S-CVI 为0.988，一般认为内容效度指数＞0.780 表示内容效度较好[15]。结构效度指能够测量出理论的特质或概念的程度，即实际的测验分数能够解释的某一心理特质，主要通过探索性因子分析评价量表的结构效度[16]。本研究通过主成分分析法提取3 个公因子，KMO＞0.80，Bartlett′s球形检验P＜0.001,累积方差贡献率＞60.00%，且各条目的因子负荷量均＞0.40，表明问卷具有较好的结构效度。

3.5 问卷的信度分析 Cronbach′s α 系数是常用的评价内部一致性的方法，总量表的信度系数最好大于0.8，分量表的信度系数最好大于0.6[17]。本研究中问卷的Cronbach′s α 系数大于0.80，各因子的Cronbach′s α系数大于0.65。重测信度系数大于0.60，组内相关系数（ICC）大于0.75。可认为该问卷内部一致性较佳。

3.6 本研究的局限性 本研究的调查对象大部分来源于同一家医院，研究样本较单一，疾病种类比较单一，具有一定的局限性。今后的研究中可以扩大样本量，纳入其他疾病导致的肠造口病人，在不同的地区以及医院选取肠造口病人，以进一步探讨该问卷的适用性。

4 小结

肠造口接受度问卷具有较好的信效度，为测量肠造口病人心理接受状况提供了有效的评估工具。肠造口接受度问卷丰富了肠造口病人心理学的研究，方便医务工作者了解肠造口病人的心理状况，以便进行有效、合理的干预。