中文完整版灵性需求问卷在慢性心力衰竭患者中的信效度检验

刘丹娜，詹艳，胡德雄，沈婧，王劼琼，张淇

（1.湖北医药学院 护理学院，湖北 十堰442000；2.十堰市太和医院，湖北 十堰442000；3.十堰市中医医院 护理部，湖北 十堰442000）

慢性心力衰竭患者灵性需求满足程度与疾病管理、提高治疗依从性、保持更好的健康状态等密切相关[1]。 国外多项研究表明[2-3]，慢性心力衰竭患者具有多方面的灵性需求， 其灵性需求程度与癌症患者相当。 当前国内对慢性心力衰竭患者灵性需求关注较少，量性研究未见相关报道，且缺乏适用于慢性心力衰竭患者灵性需求的评估工具。 Büssing 等于2010年编制灵性需求问卷（Spiritual Needs Questionnaire,SPNQ）评估了慢性病患者在宗教、存在、内心平和以及积极给予方面的灵性需求程度，2013 年仍由其翻译成中文简版应用于我国上海长海医院的慢性病患者， 国内学者赵越将该量表运用于新疆肿瘤患者进行适用性检验， 形成中文完整版灵性需求问卷，Cronbach α 系数0.66～0.965，具有良好的信效度[4]，但其在我国慢性心力衰竭患者中的适用性需进一步检验。 本研究采用中文完整版灵性需求问卷对慢性心力衰竭患者的灵性需求现状进行调查， 以验证该问卷在慢性心力衰竭患者灵性需求研究中应用的信效度， 探讨其对于慢性心力衰竭患者灵性需求研究的适用性。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采用便利抽样， 选取2019 年3—8月湖北省十堰市太和医院心内科住院治疗的慢性心力衰竭患者作为研究对象。 纳入标准：（1）符合慢性心力衰竭的诊断标准参照2014 年《中国心力衰竭指南》[5]；（2）知晓自己病情且自愿参加者。 排除标准：（1）病情危重需绝对卧床休息，无足够精力及体力完成问卷者；（2）理解障碍，或患有严重精神疾病、或无法独立表述主观意识者；（3）伴有其他危及生命的严重躯体疾病者。

根据横断面研究中样本量计算公式：n=u2α/2π（1-π）/d2，将容许误差控制在5%，带入公式得到样本量158 例。本研究最终收取样本168 例，满足研究所需统计学检验效能。168 例慢性心力衰竭患者，年龄（64.14±16.26）岁；其中男86 例（51.2%），女82 例（48.8%）；有宗教信仰10 例（6.0%），无宗教信仰158例（94.0%）；独居55 例（32.7%），非独居113（67.3%）；已婚124 例（73.8%），离婚4 例（2.4%），丧偶40 例（23.8%）；小学及以下104 例（61.9%），初中42 例（23.1%），高中11 例（6.5%），大专及以上11 例（6.5%）；病程≤1 年34 例（20.2%），1～3（含3 年）年33 例（19.7%），3～5 年24 例（14.3%），≥5 年77 例（45.8%）。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料问卷 自行设计，包括患者性别、年龄、宗教信仰、居住情况、婚姻状况、文化程度、病程。

1.2.2 中文完整版灵性需求问卷 （Spiritual Needs Questionnaire, SPNQ） 原始SPNQ 问卷由Büssing等[6]于2010 年编制，应用于慢性病患者，问卷共27个条目， 以其中19 个条目组成4 个维度， 各维度Cronbach α 系数0.74～0.92。 2013 年仍由Büssing等[7]翻译成中文简版应用于我国上海长海医院的慢性病患者，问卷共27 个条目，以其中17 个条目组成5 个维度，Cronbach α 系数0.51～0.81，信效度良好。中文完整版由赵越[4]在中文简版基础上对新疆肿瘤患者进行信效度检验，该问卷包括积极给予（7 个条目）、信仰祈福（4 个条目）、内心平和（7 个条目）、信仰资源（3 个条目）、存在现实反映（4 个条目）、存在释然（2 个条目）， 共6 个维度27 个条目， 各维度Cronbach α 系数0.661～0.965，具有良好信效度。 均采用Likert 4 级评分法， 从没有至极度需求分别赋值0～3 分。 总分得分范围为0～81 分，得分越高意味着受试对象的灵性需求程度越高。

1.3 资料收集方法 本研究采用问卷调查法，由研究者本人于患者精神状态良好时发放问卷， 采用统一指导语向患者说明调查目的、意义，征求患者意见做到知情同意，由其自行填写问卷。对于书写及阅读障碍者由研究者为其阅读选项，患者自行选择，研究者代为填写。 共发放问卷170 份，回收有效问卷168份，有效回收率为98.8%。

1.4 统计学方法 采用SPSS 24.0 分析数据。 计数资料采用频数、构成比描述，正态分布的计量资料采用均数±标准差描述，信度采用Cronbach α 系数、重测信度进行评价；效度采用内容效度指数、探索性因子分析进行测评。 检验水准α=0.05。

2 结果

2.1 项目分析 运用SPSS 24.0 计算出中文完整版灵性需求问卷各条目总分， 按照灵性需求总分高低排序， 总分前27%的研究对象共46 例分为高分组，总分后27%研究对象共46 例为低分组，高低分组得分以±S 表示， 采用独立样本t 检验求出高低分组在各题项的差异，结果显示高低分组27 个项目得分差异具有统计学意义（P＜0.001），见表1。

表1 中文完整版灵性需求问卷项目分析结果

2.2 效度分析

2.2.1 内容效度 邀请6 名专家 （2 名为护理研究博士、4 名为安宁疗护护理专家） 采用Likert 4 级评分法对各条目反映患者灵性需求的相关性进行评定，1 分表示“不相关”，2 分表示“弱相关”，3 分表示“较强相关”，4 分表示“高度相关。 根据量表内容效度指数（content validity index，CVI）的计算公式[8]：条目的内容效度（item-content validity index，I-CVI）=评分为3 或4 的专家人数除以参评的专家总数，总量表的内容效度（scale content validity index，S-CVI）=量表所有条目I-CVI 的均数。 经6 名专家评定后结果为， 各条目的内容效度 （item-content validity index，I-CVI） 值为0.85～1.00， 总量表的内容效度（scale content validity index，S-CVI）值为0.875。

2.2.2 结构效度 决定因素抽取方法中， 主成份分析法使用最为普遍， 本研究采用主成份分析法进行探索性因子分析对量表结构效度进行检验。 结果显示，KMO 值为0.832，Bartlett 值为3610.900（df=351，P＜0.001），自由度等于351，P＜0.05，小于显著性概率，适合进行因子分析。 以特征值＞1 为因子抽取原则，结果显示，提取6 个公因子，累计贡献率67.568%，即67.568%的变异量由6 个维度解释。采用最大变异直交转轴法，旋转求得各因子题项因子负荷量，保留因子载荷≥0.4 的条目， 表2 列出了各题项相应公因子的具体因子负荷量， 可知在各层面因子负荷量均较高0.447～0.913 之间，均高于最低因子载荷量0.4[9]，故无题项删除。

表2 旋转后因子负荷、特征值及贡献率

2.3 信度分析

2.3.1 内部一致性信度 量表内部一致性信度最常使用Cronbach α 系数表示。 普遍而言，Cronbach α系数大于0.70 达到心理测量学最小信度值，亦有学者看法未尽一致，如DeVellis（1991）则认为在0.60以上是可接受的最小信度值[10]。本研究中通过对168份正式调查结果进行统计分析显示， 总量表Cronbach α 系数为0.924。 从单个因子分析，6 个维度内部一致性Cronbach α 系数分别为0.782、0.854、0.742、0.671、0.939、0.930，具体见表3。

2.3.2 重测信度 2 周后随机抽取30 例慢性心力衰竭患者进行量表重测信度的评估， 总量表的重测信度为0.903，单个因子分析，各维度重测信度分别为0.736、0.846、0.767、0.683、0.921、0.926，均在0.60以上，详见表3。

表3 量表各维度与总量表的信度分析

3 讨论

3.1 中文完整版灵性需求问卷在慢性心力衰竭患者中具有良好的效度 本研究采用内容效度、 结构效度进行效度评价。 内容效度反映了各个条目是否符合测量的目的和要求， 经6 名专家评定后结果显示，各条目的内容效度值为0.85～1.00，总问卷的内容效度值为0.875， 表示该问卷具有良好内容效度。因素分析作为一种潜在结构分析法， 其主要目的在于求得问卷的结构效度，即在因素结构的简单化，以最少的共同因素，能对总变异量做最大的解释，因而抽取因素越少越好， 但抽取因素累计解释变异量越大越好。 因素分析主要采取了2 种方法：（1）主成分分析法，是因素分析中最常使用的方法，以特征值大于1 抽取公因子， 简化量表成分， 解释数据的变异量。（2）决定转轴法，使得因素负荷量易于解释。常用转轴方法：最大变异法、四次方最大值法、相等最大值法等，本研究采用最大变异直交转抽法，因子负荷量≥0.40 为检验标准[11]。 结果显示，各题项在相应公因子因子符合量均＞0.40，且高于在其他公因子上因子负荷量，由此可认为其结构效度较好。

中文完整版灵性需求问卷由6 个维度共27 个条目组成，表1 结果显示，问卷27 个条目差异性显著，均能反映不同研究对象的灵性需求感悟程度；表3 中因子分析共萃取6 个公因子， 这6 个公因子所包括的条目与中文原问卷中6 个维度具有一定差异，因子1 将原中文版信仰祈福、信仰资源归属于一个维度，这与原问卷编制者的题项相同，命名为信仰宗教；因子6 包含题项5、7，在中文完整版中原属于因子2 内心平和，根据题项内容结合中文传统文化背景，因子6 命名为内心流连，其余题项所属均与中文原量表[4]一致。6 个公因子累计解释变异量67.568%，高于结构效度累计解释变异量标准40%， 问卷各题项在所属公因子的因子负荷量介于0.447～0.913 之间，超过最低检验标准0.40。 其中条目13“爱与态度和善的人交流？”因子负荷量较低为0.457，分析其可能原因是慢性心力衰竭患者对该条目大多执肯定回答；条目14“主动放弃一些事情？ ”，因子负荷量为0.447，分析其可能原因是，慢性心力衰竭患者受呼吸困难、活动耐力显著性下降等躯体症状影响， 大多对以往生活中部分活动爱好、理想追求被动放弃；条目7“流连于安静平和的环境？”因子负荷量为0.450，分析其可能原因，对于慢性心力衰竭患者受疾病症状折磨，引起内心焦虑、烦躁等一系列负性感受，大多追求安静的生活环境以缓解内心不良情绪。 条目13、14、7虽因子负荷量较低，但皆超过最低检验标准0.40，仍与保留的所有条目以及中文完整版灵性需求问卷保持一致， 综上可认为中文完整版灵性需求问卷效度良好。

3.2 中文完整版灵性需求问卷在慢性心力衰竭患者中具有良好的信度 信度分析主要目的为进一步了解量表一致性与稳定性。 本研究采用“Cronbach α系数”、重测信度进行信度检验。 一般认为问卷的信度Cronbach α 系数＞0.80 则认为信度非常好，最好＞0.60[12]。 本研究结果显示，总问卷Cronbach α 系数为0.924，各维度内部一致性Cronbach α 系数介于0.671～0.939 之间，2 周后对慢性心力衰竭患者进行重测，重测信度为0.903，各维度重测信度介于0.683～0.926之间。 其中信仰宗教维度Cronbach α 系数为0.671，折半信度为0.683，信度较低，分析其可能原因是受我国传统文化背景影响，大部分人无宗教信仰，信奉唯物主义，对宗教活动理解不足，通过宗教信仰活动寻求人生意义、 内心安宁等灵性需求的途径存在抵触心理，认为信仰宗教是封建迷信，对身、心、社、灵的整体健康无益。而在中国社会文化背景下，如孔孟的儒家思想、 佛教文化就是许多国人用来诠释灵性的特殊方式之一，但受我国坚强、独立自主等优良人格特征及含蓄内敛的情感表达， 对内心深层次的需要不敢过于表达，不敢正视自身灵性需求，患者对灵性需求存在认知不足。 总体来说问卷各条目之间具有较好的内在一致性和稳定性， 中文完整版灵性需求问卷在慢性心力衰竭患者灵性需求研究中信度较好。

3.3 研究局限性与启示 本研究受地理因素、文化背景等影响纳入具有宗教信仰例数过少， 严重心力衰竭患者有强烈的灵性需求[13]，慢性心力衰竭患者心功能分级可能是影响其灵性需求重要影响因素，本研究未将该变量纳入且总体样本量偏少， 问卷信效度检验方法单一，在之后研究中，应扩大不同特征样本量， 深入调查分析慢性心力衰竭患者灵性需求现状及其相关影响因素， 且国内灵性需求评估使用的问卷多为西方文化背景下开发的问卷， 东西方关于灵性的认知与理解存在文化人类学境遇的差别，发展与本国的文化背景及传统特色相结合的灵性需求评估问卷及灵性照护策略， 应在以后的研究中进行进一步探索。