中文版宿命观量表在恶性血液病患者中的信效度检验

张轶，王艾红，陈静

（天津医科大学肿瘤医院 国家肿瘤临床医学研究中心 天津市“肿瘤防治”重点实验室 天津市恶性肿瘤临床医学研究中心，天津 300060）

恶性血液病 （hematologic malignancies，HM）是指起源于造血系统的恶性肿瘤，主要包括白血病、淋巴瘤和多发性骨髓瘤等。 根据国家肿瘤统计的数据显示：在＜35 岁的人群中，我国白血病和淋巴瘤在恶性肿瘤死亡率中排在第1 位[1]，这提示恶性血液病患者的预后较差。研究显示，宿命观在癌症患者中普遍存在， 宿命观思想的存在可能会对癌症的治疗和康复等多个方面产生较为重大的影响[2]。 当癌症患者存有“得癌是命中注定”的思想时，可能会让患者产生治疗不能改变最终死亡的结果， 从而使患者失去治疗的信心，降低患者治疗依从性及参与度[3]。 张翔等教授虽然首次对宿命观量表（Fatalism Scale）进行了汉化，但其受试群体是大学生，尚未出现在其他人群中应用的研究报道[4]。 因此，为了促进国内学者对恶性血液病患者宿命观的相关研究， 本研究在获得张翔等教授的授权后， 使用中文版宿命观量表在恶性血液病患者中进行信效度检验， 以期为恶性血液病患者的宿命观评估提供特异性的测量工具。

1 对象与方法

1.1 研究对象 本研究为横断面调查性研究，使用便利抽样法，选取2021 年6—12 月在天津市某三级甲等专科医院血液科和淋巴瘤内科收住的恶性血液病患者为研究对象。纳入标准：（1）经临床病理诊断，符合恶性血液病的诊断标准；（2） 患者的年龄≥18岁；（3）患者清楚病情，可以正常交流；（4）患者同意参加本研究。排除标准：（1）除患有恶性血液病外，同时还患有其他严重的躯体性疾病；（2）患者的病情危重或可能随时发生变化；（3）调查问卷不能及时填写完全者。 发放问卷的数量应为变量数的5～10 倍[5]，本研究中所使用中文版宿命观量表的共16 个条目，综合考虑临床及样本的有效率，最终纳入213 例患者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般资料调查表 一般资料调查表由研究者在查阅相关文献后，结合患者病历进行自行设计，调查内容包括：患者的年龄、性别、民族、宗教信仰、婚姻状况、医保支付的方式、学历水平以及家庭人均月收入和患病的时间，共9 项内容。

1.2.2 中文版宿命观量表（Chinese Version of Fatalism Scale） 宿命观量表（Fatalism Scale）由Shen 等于2009 年在文献回顾和质性研究的基础上，对PFI（Powe Fatalism Inventory）量表进行修订后得出的[6]，主要用于测量一般人群的宿命观水平。 该量表共包括20 个条目，包括先定、运气和悲观3 个维度，量表采用Likert 4 级评分，从“从不”到“总是”，分别赋值1～4 分。总分范围为20～80 分，得分越高说明受试人群的宿命论水平就越强。 该量表在1 218 名成年进行了调查，总量表的Cronbach α 系数为0.88，3 个分维度的Cronbach α 系数分别为0.88、0.80 及0.82。 国内张翔教授于2018 年对宿命观量表进行了汉化并修订，修订后的量表共有16 个项目，同时还保留了源量表的维度划分， 其中1～6 题是先定维度、7～10题是运气维度、11～16 题是悲观维度。 汉化后的量表宿命观量表采用Likert 5 级评分，从“完全不同意”到“完全同意”，分别赋分1～5 分，总分范围为16～80分。 汉化后的Cronbach α 系数为0.84，3 个分维度的Cronbach α 系数分别为0.76、0.67 和0.75。 与流调用抑郁量表的相关系数为0.47， 说明中文版宿命观量表的信度和效度良好[4]。

1.2.3 医院患者焦虑抑郁量表（Hospital Anxiety and Depression Scale，HADS） 研究表明，个体宿命观与多种不良情绪有关，如焦虑、抑郁等[4，7]。 因此在本研究中，选用了医院患者焦虑抑郁量表作为效标，该量表由Zigmond 和Snaith 教授在1983 年研制，在全世界范围内广泛应用在住院患者焦虑和抑郁症状的筛查。 HADS 有14 个条目且为自评量表， 由焦虑（HADS-A）和抑郁（HADS-D）2 个分量表构成。 其中，有7 个条目用于评定焦虑水平，7 个条目用于评定抑郁水平。 采用Likert 4 级计分（0～3 分），得分范围为0～21 分，量表的Cronbach α 为0.890。 按照原作者文章中提及的标准划分， 焦虑和抑郁分量表的程度划分为：0～7 分划为无症状，8～10 分划为可疑存在，11～21 分划为肯定存在[8]。 该量表由叶维菲等于1993 进行汉化， 汉化后Cronbach α 为0.806，焦虑重测信度为0.921，抑郁重测信度为0.932[9]。

1.3 预调查 使用宿命观量表中文版对15 例恶性血液病患者进行调查， 以了解患者在填写量表过程中对各条目是否理解、对条目的语法表述是否清楚，以及有无歧义现象的产生。 汇总后对患者提出的疑问点进行修改，使语言表达更易接受。

1.4 资料收集方法 本研究在征得医院护理部同意后，使用便利抽样法，通过现场问卷法和网络问卷法，对纳入标准的患者进行问卷调查。同时由研究者本人向患者详细说明此次调查的目的、 填写方法以及注意事项等。在征得患者的知情同意后，所有资料由患者自行填写，并当场收回，以保证问卷的质量。

1.5 统计学方法 使用SPSS 26.0 进行数据处理和统计，使用频数和百分比对计数资料进行描述；使用均数±标准差对计量资料进行描述；使用临界比值法和相关系数法对量表进行项目分析； 使用验证性因子对量表的结构效度进行评价， 使用相关系数法对量表的效标关联效度进行评价；使用Cronbach α 系数、折半系数和重测信度对量表的信度进行分析，以P<0.05 为差异具有统计学意义。

2 结果

2.1 研究对象的一般资料 213 例恶性血液病患者中，男115 例（54.0%），女98 例（46.0%）；年龄18～78（50.99±14.56）岁；汉族204 例（95.8%），少数民族9例（4.2%）；未婚16 例（7.5%），已婚183 例（85.9%），离异、丧偶14 例（6.6%）；病程：<6 个月109 例（51.2%），0.5～<1 年54 例（25.3%），1～<2 年21 例（9.9%），2～<5年19 例（8.9%），≥5 年10 例（4.7%）。

2.2 项目分析

2.2.1 临界比值法 本研究中我们采用临界比值法来计算量表每个条目的区分度。首先，将中文版宿命观量表的得分按照从高至低的顺序进行排列， 然后将得分前27%（58 例）与后27%（58 例）的2 组样本进行比较， 最后使用非参数检验来计算2 组每个条目平均数的差异显著性[10]，对分析后未达显著水平的条目进行删除处理。 本研究表明各个条目差异均具有统计学意义（P<0.01），故暂时保留所有条目。

2.2.2 相关系数法 本研究的数据经统计学显示均不符合正态分布， 所以采用Spearman 相关分析得出各条目与总量表得分的相关系数，对相关系数极低的条目（r<0.3）可以考虑删除[11]。 中文版宿命观量表各条目均与总分呈正相关，相关系数范围为0.472～0.708，均具有统计学意义（P<0.01），故暂时保留所有条目。

2.3 信度分析 关于量表的内部一致性使用Cronbach α 系数和折半系数来评价。 总量表的Cronbach α 为0.901，折半系数为0.747；先定、运气和悲观分量表的Cronbach α 分别为0.834，0.823 和0.888；3 个维度的折半系数分别为0.804，0.808 和0.855；4 周后总量表的重测信度为0.789，先定、运气和悲观分量表的重测信度为0.726，0.758 和0.719。

2.4 效度分析

2.4.1 验证性因素分析 中文版宿命观量表已有原始维度划分，故本研究直接运用AMOS 26.0 软件对数据进行验证性因素分析。 首先按照原量表维度划分进行分析，结果显示：原始拟合欠佳，明显低于原量表的拟合结果[4]；然后将条目5 与条目6 删除，进行二次拟合：χ2/df=1.139，RMESA=0.026， 三因子结构模型适配良好[10]（见图1），2 次拟合的具体分析结果见表1。

表1 中文版癌症宿命观量表验证性因子分析结果（n=221）

图1 标准化三因子结构方程模型

2.4.2 校标关联效度 效标关联效度是测验本量表与外在成熟量表效标间关系的程度， 本研究选用的住院患者焦虑抑郁量表（HAD）作为外在效标。 中文版宿命观量表总分与HADS-A 和HADS-D 2 个量表间均呈正相关， 其相关系数分别为0.326、0.331。具体分析结果见表2。

表2 中文版宿命观量表校标关联度（n=221）

3 讨论

3.1 中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中信度良好 量表的信度代表其可靠性， 是用于检测量表测量结果的一致性和稳定性。目前，普遍认为信度良好量表的Cronbach α 系数应在0.8 以上， 分量表的Cronbach α 系数最好应该＞0.7[12]。 本研究量表的内在信度采用Cronbach α 系数、分半信度和重测信度来评价。 经分析显示： 中文版宿命观总量表的Cronbach α 系数为0.901，各维度的Cronbach α 系数在0.823～0.888。 但总量表的折半系数为0.747，各维度分半系数在0.804～0.855，虽然总量表的折半系数略低于0.800，但也尚可接受。在首次测评的一周后，再次使用便利抽样法对研究对象进行重测， 量表的总分与各维度的相关系数在0.719～0.789 之间。这说明， 中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中的信度较为理想，并且量表的跨时间稳定性高，具有较好的时间稳定性[13]。 此外，本研究的中文版宿命观量表的Cronbach α 系数分析结果略高于张翔教授的研究结果， 这可能与受试人群不同有关。 原因可能为：与普通大学生相比，恶性血液病患者的治疗过程较为复杂，以综合化疗为主，且需要重复多次住院。化疗的不良反应以及严重的经济及照顾负担等原因，进而无时无刻的影响患者的宿命观[14]。

3.2 中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中的效度分析

3.2.1 中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中具有良好的区分效度 项目分析的目的是检验量表的可靠程度， 即若量表条目越能区分测试者是否通过，那么该条目的区分度就越高[10]。 本研究使用临界比值法和相关系数法对量表条目的区分度进行分析研究，结果显示：中文版宿命观量表各条目均分与总分呈正相关，相关系数范围为0.472～0.708，这说明中文版宿命观量表的条目能够良好的区分或者是鉴别恶性血液病患者的宿命观水平， 中文版宿命观量表可以应用在恶性血液病患者人群中。

3.2.2 中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中具有较好的结构效度 结构效度可反映出量表的理论结构与预期测量的内容结构两者之间的相似程度， 用来测评结构效度最常用的方法是对量表的各个条目进行因子分析。 由于中文版宿命观量表已有原始维度划分，所以本研究直接使用AMOS 软件按照原始维度进行验证性因子分析。 结果显示：RMSEA=0.075，AGFI=0.844，GFI=0.884，NFI=0.877，四项指标拟合度欠佳。 条目5：“我的人生是由命运所决定的” 与条目6：“我的人生是由一些比我重要的东西所决定的” 两者容易引起歧义且均为正向赋分，因此将条目5 与条目6 删除，进行二次拟合后，各项指标拟合良好。因此，在综合考虑临床实际与验证性因子结果后， 本研究最终决定将条目5 与条目6 删除， 删除后的中文版宿命观量表共14 个条目。中文版宿命观量表总分与HADS-A、HADS-D 的相关系数分别为0.326、0.331（P<0.001），说明测评量表与成熟量表间具有较好的相关性。 国外Hamilton等学者认为：癌症可被认为是上帝对自己的惩罚，可能是因为自己先前的罪恶行为。 对癌症的恐惧和宿命观态度导致了患者的抑郁并促使他们决定推迟或放弃癌症治疗[15]。 综上所述，中文版宿命观量表在恶性血液病患者应用中具有较好的结构效度。

3.3 中文版宿命观量表在恶性血液病患者中的适应性及可靠性 宿命观作为一种消极的健康观，在健康人群可能会产生没必要进行癌症筛查的观念，而在癌症患者中则会导致患者拒绝或不依从癌症的治疗[16-17]。 因为当患者深信“命运”时，趋于相信治疗不能改变注定死亡的结局， 而上述思想均不利于健康促进、癌症治疗和疾病康复等[18-19]。 目前心理学领域编制的宿命观量表较少， 且均未在癌症患者中进行信效度验证。本研究显示：使用中文版宿命观量表不仅能够扩大该量表的应用范围， 还能为癌症患者的宿命观评估提供特异性的测量工具， 同时在今后的临床实践中还能更全面地认识和理解癌症宿命论相关的知识，进而能够更好地促进及维护健康。

4 结论

中文版宿命观量表在恶性血液病患者中具有较高的信效度， 能够作为特异性的测评宿命观水平的工具。综合验证性因子结果后，删除了条目5 和条目6，最终量表包括3 个维度，包括先定、运气和悲观维度，共14 个条目。此外，本研究的受试人群仅为恶性血液病患者，因此样本较为局限，可能会对研究结果产生一定的影响， 今后还需扩大样本进行下一步的验证。