王澤洲 沈秋明 施悅 楊穎華 萬和平 蔡泳* 沈恬*

1.上海交通大學(xué)醫(yī)學(xué)院公共衛(wèi)生學(xué)院，上海 200025 2.上海市疾病預(yù)防控制中心，上海 200336 3.上海市健康促進(jìn)中心，上海 200040

隨著人口老齡化進(jìn)程的加快，骨質(zhì)疏松(osteoporosis，OP)的發(fā)病率逐年增高，如果不能盡早預(yù)防骨質(zhì)疏松，將會給社會、家庭及個人帶來了極大的負(fù)擔(dān)。研究發(fā)現(xiàn)、對于骨質(zhì)疏松這類慢性非傳染性疾病，通過健康知識、觀念的轉(zhuǎn)變、養(yǎng)成良好的行為習(xí)慣，可以有效預(yù)防或延緩其發(fā)生。而自我效能是調(diào)節(jié)知識和行為之間關(guān)系的關(guān)鍵因素，對行為具有很大影響[1]。Hoarn等[2]在自我效能理論的基礎(chǔ)上，結(jié)合具體的骨質(zhì)疏松癥運動和鈣預(yù)防行為研制了骨質(zhì)疏松癥自我效能量表，并由陳玉平[3]引進(jìn)并漢化。本研究應(yīng)用該量表對上海市社區(qū)居民進(jìn)行測評，并對其信度和效度進(jìn)行分析，為進(jìn)一步探討骨質(zhì)疏松癥健康教育評估工具提供依據(jù)。

1 對象與方法

1.1 研究對象

2016年7月至2016年8月期間，使用方便抽樣的方法調(diào)查了上海市20家骨質(zhì)疏松試點社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心的社區(qū)居民2 058人，回收有效問卷2 003份。入選標(biāo)準(zhǔn)為：①常住居民且有固定居所，在該社區(qū)住滿1年以上；②意識清楚，有閱讀能力；③與調(diào)查人員溝通無障礙。其中女性1 122人，占56%，平均年齡(62.12±12.08)歲，高中及以上文化程度者占50.4%。

1.2 研究方法

1.2.1量表及計分：采用Hoarn等[2]研制了骨質(zhì)疏松癥自我效能量表。經(jīng)陳玉平等[3]翻譯成中文版來進(jìn)行測定，量表由2個分量表組成: 1-6題為運動自我效能，7-12題為攝鈣自我效能。該表采用11點計分法: 0=完全沒有信心，10=完全有信心?？偭勘砗兔總€分量表得分分別為各自總分除以條目數(shù)。得分越高代表自我效能越強。

1.2.2調(diào)查方法：調(diào)查人員經(jīng)過統(tǒng)一培訓(xùn)，問卷填寫前，充分說明調(diào)查的目的和要求，并反復(fù)強調(diào)調(diào)查的匿名性，打消被調(diào)查者的顧慮，取得充分合作，居民填寫完成后，當(dāng)場回收問卷。于1個月后，在第一次調(diào)查的人群中按文化和年齡分層隨機抽樣20例，用同樣的量表重測，用于評價重測信度。

1.3 統(tǒng)計學(xué)分析

使用SPSS 和AMOS 23.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計學(xué)分析。計算各個條目與總體內(nèi)容之間的皮爾森(Pearson)相關(guān)系數(shù)r來分析量表的內(nèi)容效度；用因子分析評價結(jié)構(gòu)效度；用克隆巴赫α系數(shù)(Cornbach’s α)評價量表的內(nèi)部一致性信度；用斯皮爾曼-布朗(Spearman-Brown)系數(shù)評價分半信度；用成組t檢驗評價效標(biāo)效度；用Pearson相關(guān)系數(shù)分析重測信度。

2 結(jié)果

2.1 結(jié)構(gòu)效度

2.1.1探索性因子分析：在進(jìn)行因子分析前，應(yīng)用Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)檢驗及Bartlett檢驗測定因子分析的可行性[4]。對2003 例社區(qū)居民骨質(zhì)疏松自我效能量表的2個維度評分進(jìn)行分析，得到KMO 抽樣適當(dāng)性參數(shù)為0.944，Bartlett球形檢驗(P<0.001)，表明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。應(yīng)用主成分分析法，以特征值≥1提取因子，經(jīng)方差最大正交旋轉(zhuǎn)，提取出2個公因子，即運動自我效能和攝鈣自我效能。累計方差貢獻(xiàn)率為81.9%。每個條目的因子負(fù)荷值在0.719～0.886之間，見表1。

表1 公因子方差和旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣Table 1 Communalities and rotated component matrix

2.1.2驗證性因子分析：驗證性因子分析結(jié)果顯示：所有因子負(fù)荷均有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.001)，且因子負(fù)荷均>0.5，見表2。擬合指標(biāo)結(jié)果為：χ2/df=3.835，RMSEA=0.084，CFI=0.977，GFI=0.941。

表2 驗證性因子分析標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)表Table 2 Standardized parameter of confirmatory factor analysis

2.2 內(nèi)容效度

條目1-條目6與運動自我效能的相關(guān)系數(shù)在0.673-0.740之間，與運動自我效能相關(guān)性較強且有顯著性意義，與攝鈣自我效能相關(guān)性較弱。條目7-條目12與攝鈣自我效能的相關(guān)系數(shù)在0.711-0.754之間，與攝鈣自我效能相關(guān)性較強且有顯著性意義，與運動自我效能相關(guān)性較弱。詳見表3。

表3 骨質(zhì)疏松自我效能量表各條目與維度間的相關(guān)系數(shù)Table 3 Correlation coefficients between items and dimensions of the osteoporosis self-efficacy scale

2.3 校標(biāo)效度

Bandura 認(rèn)為，自我效能感是個人對自己完成某方面工作能力的主觀評估，往往和相關(guān)行為之間存在聯(lián)系[1]。因此我們可以用骨質(zhì)疏松預(yù)防管理行為作為效標(biāo)來檢驗骨質(zhì)疏松自我效能量表的校標(biāo)效度。我們在研究中同時詢問了調(diào)查對象的飲食行為和攝鈣行為，發(fā)現(xiàn)行為較好的被調(diào)查對象的效能得分要高于行為較差的被調(diào)查對象，差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P<0.01)。這表明，自我效能量表有較好的校標(biāo)效度。

2.4 內(nèi)部一致性信度

測試各條目內(nèi)在的一致性，即各條目間的相關(guān)性，骨質(zhì)疏松癥自我效能量表同質(zhì)性信度Cronbach’s α系數(shù)為0.958，運動自我效能和攝鈣自我效能的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.949和0.959，具有極高同質(zhì)性信度。

2.5 重測信度

對20名居民間隔10天左右進(jìn)行重測，得到重測信度見表5。

表4 骨質(zhì)疏松自我效能量表與預(yù)防行為間的聯(lián)系Table 4 Association between osteoporosis self-efficacy scale score and preventative behavior

表5 骨質(zhì)疏松自我效能量表重測信度Table 5 Osteoporosis self-efficacy scale retest reliability

2.6 分半信度

將量表的各個條目按序號的奇、偶數(shù)分為兩半，兩個半表的相關(guān)程度就表示分半信度，用 Spearman-Brown 系數(shù)表示[5]，Spearman-Brown系數(shù)的值越大，說明該量表檢測功能越穩(wěn)定。結(jié)果顯示：本量表采用奇偶、數(shù)分半法，計算出 Spearman-Brown系數(shù)=0.980，說明骨質(zhì)疏松自我效能量表具有較好的分半信度。

3 討論

3.1 量表的可接受性

骨質(zhì)疏松癥自我效能量表是根據(jù)骨質(zhì)疏松癥關(guān)鍵預(yù)防行為運動和補鈣編制而成。問題簡潔易懂，翻譯準(zhǔn)確。只需根據(jù)實際情況作答，社區(qū)居民，尤其是中老年人可接受。小學(xué)以上閱讀水平者完成總量表時間在5 min左右。

3.2 量表效度

效度即有效性，指測量工具或手段能夠準(zhǔn)確反映它所測量的事物的程度。本研究采用結(jié)構(gòu)效度、內(nèi)容效度和效標(biāo)效度來檢驗骨質(zhì)疏松自我效能量表在社區(qū)居民中的效度。本研究同時用驗證性和探索性因子分析來評價結(jié)構(gòu)效度。因子分析結(jié)構(gòu)效度表明，2個因素整體解釋的累積方差貢獻(xiàn)率是81.9%，說明12個條目的總方差中有81.9%是由這兩個公因子來決定的。各條目的因素負(fù)荷歸類與設(shè)想的分類完全一致，說明量表的條目能很好地測量運動和鈣2個方面的骨質(zhì)疏松癥自我效能。驗證性因子分析所得模型結(jié)構(gòu)與假設(shè)一致，各擬合指數(shù)均提示模型擬合良好，說明量表有較好的結(jié)構(gòu)效度。量表的各個領(lǐng)域及方面之間均存在一定的相關(guān)性，其中，各方面與其所屬領(lǐng)域之間相關(guān)較強，而與其它領(lǐng)域相關(guān)較弱[6]。運動效能條目和攝鈣效能條目均與各自的分維度相關(guān)性強，與另一個維度相關(guān)性較弱，說明量表有較好的內(nèi)容效度。另外，我們發(fā)現(xiàn)骨質(zhì)疏松自我效能感和相關(guān)行為之間存在聯(lián)系這不僅印證了Bandura的有關(guān)理論推測，也證明了量表有很好的校標(biāo)效度。

3.3 量表信度

信度即指量表的可靠性和穩(wěn)定性。本研究采用內(nèi)部一致性、重測信度和分半信度三個指標(biāo)來檢驗骨質(zhì)疏松自我效能量表的信度。重測相關(guān)系數(shù)在0.656-0.962之間，可認(rèn)為本研究重測信度較好[7]。分量表及總量表的克隆巴赫α系數(shù)為0.949-0.959，這與陳玉平的研究結(jié)果相似。分半信度為0.980。這些數(shù)據(jù)表明，骨質(zhì)疏松自我效能量表是一個十分可靠的量表。量表有較好的信度。

綜上所述，中文版骨質(zhì)疏松癥自我效能量表具有很好的信度和效度，能真實和穩(wěn)定地反映預(yù)防骨質(zhì)疏松癥的運動自我效能和攝鈣自我效能，應(yīng)用于社區(qū)居民的骨質(zhì)疏松自我效能評價是可行的。自我效能是健康信念的一部分，運用量表評估教育對象的自我效能，也可為骨質(zhì)疏松癥高危人群健康教育干預(yù)效果提供重要依據(jù)。