社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求量表的編制

蘇銀花 張帆順 陳星星 廖 力 段功香

(南華大學(xué)護(hù)理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421001)

社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求量表的編制

蘇銀花 張帆順1陳星星 廖 力 段功香

(南華大學(xué)護(hù)理學(xué)院，湖南 衡陽(yáng) 421001)

目的 初步形成“社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求量表”，并進(jìn)行信效度檢驗(yàn)。方法 通過(guò)文獻(xiàn)分析和居民座談，構(gòu)建社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求理論維度，形成測(cè)評(píng)量表?xiàng)l目池90條；通過(guò)三輪Delphi專(zhuān)家咨詢(xún)，并進(jìn)行項(xiàng)目分析得到第二版量表共40條目池；對(duì)衡陽(yáng)市區(qū)4個(gè)社區(qū)社區(qū)衛(wèi)生服務(wù)中心轄內(nèi)400名老年人進(jìn)行調(diào)查，采用SPSS17.0進(jìn)行探索性因子分析形成最終量表。結(jié)果 量表共包含29個(gè)條目，因子分析共提取出5個(gè)因子，解釋總方差達(dá)到67.448%，且各條目在相應(yīng)的因子上有較滿(mǎn)意的因子載荷量(>0.45)；總量表的Cronbach α系數(shù)達(dá)0.842，各因子的Cronbach α系數(shù)為0.772～0.869；量表的5個(gè)因子均在0.01水平上顯著相關(guān)。結(jié)論 測(cè)試結(jié)果具有較好的信效度，可形成“社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求量表”用以評(píng)估社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求。

居家互助；養(yǎng)老需求量表；信效度

我國(guó)現(xiàn)有的養(yǎng)老方式主要為家庭養(yǎng)老、機(jī)構(gòu)養(yǎng)老和社區(qū)養(yǎng)老3種〔1〕，目前絕大部分老年人是依靠家庭和自立方式進(jìn)行養(yǎng)老，采用社會(huì)化養(yǎng)老方式的比例非常低〔2〕，但隨著家庭小型化及生活方式的改變出現(xiàn)了一些困境，無(wú)法滿(mǎn)足人們養(yǎng)老的需求〔3〕，而機(jī)構(gòu)養(yǎng)老存在供給不足現(xiàn)象，以收住健康人為主,且機(jī)構(gòu)老年人的健康狀況也不容樂(lè)觀〔4～6〕。為應(yīng)對(duì)家庭養(yǎng)老和機(jī)構(gòu)養(yǎng)老存在的缺陷與不足，國(guó)外學(xué)者在研究家庭養(yǎng)老的基礎(chǔ)上，依托社區(qū)資源，發(fā)展了一種體現(xiàn)老年人參與性的社區(qū)居家互助養(yǎng)老模式，此模式在我國(guó)部分城市處于試點(diǎn)階段〔7～10〕，但目前尚不存在能準(zhǔn)確、全面衡量社區(qū)居民互助養(yǎng)老需求的測(cè)評(píng)工具。本研究旨在編制社區(qū)互助養(yǎng)老需求的量表。

1 資料與方法

1.1 量表的編制

1.1.1 第一版量表編制 成立研究小組，基于社會(huì)資本論、老年參與理論及馬斯洛的基本需要層次等理論的基礎(chǔ)上通過(guò)查閱文獻(xiàn)擬定量表的理論維度為“社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求”理論，包括條目90條，分為醫(yī)療保健需求、人文關(guān)懷需求、日常照料需求、生活服務(wù)需求、娛樂(lè)學(xué)習(xí)需求5個(gè)一級(jí)指標(biāo)。于2014年3～6月通過(guò)三輪Delphi專(zhuān)家咨詢(xún)得到第一版量表，包括5個(gè)1級(jí)指標(biāo)和40個(gè)條目。

1.1.2 第二版量表編制 采用便利抽樣法于2014年6月底對(duì)湖南省衡陽(yáng)市青山社區(qū)80名老年人進(jìn)行調(diào)查，男33人，女47人，平均年齡(71.71±8.13)歲。納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡在60周歲以上的老年人；②無(wú)認(rèn)知溝通障礙；③愿意參加本研究。采用SPSS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行項(xiàng)目分析和第一次探索性因素分析形成第二版量表。

1.1.3 第三版量表編制 采用便利整群抽樣法于2014年8月中旬對(duì)湖南省衡陽(yáng)市市區(qū)內(nèi)的社區(qū)(包括青山街道、黃茶嶺、天馬山和松木塘4個(gè)社區(qū))里的400名老年人進(jìn)行第三版量表調(diào)查，納入標(biāo)準(zhǔn)同第二版。男171人，女229人，平均年齡(72.41±8.63)歲。采用SPSS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行第二次探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析形成最終版量表。探索性因素分析各層面的Kaiser-Meyer-Olkin(KMO)值。KMO值介于0～1，若是KMO值大于0.8，表示題項(xiàng)變量間的關(guān)系良好，若是KMO值大于0.9，表示題項(xiàng)變量間的關(guān)系極佳，非常適合做因素分析。

1.2 量表信效度檢測(cè) 量表的信度檢驗(yàn)包括對(duì)量表內(nèi)部一致性Cronbach α系數(shù)檢驗(yàn)、重測(cè)信度的檢驗(yàn)。Cronbach α系數(shù)、

半分信度、重測(cè)信度值均大于0.8，此量表有一定的可信度。效度檢驗(yàn)包括內(nèi)容效度指數(shù)(CVI)值和結(jié)構(gòu)效度。

2 結(jié) 果

2.1 第二版量表分析結(jié)果

2.1.1 項(xiàng)目分析 ①項(xiàng)目分布法包括均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、頻數(shù)和構(gòu)成比分析，結(jié)果無(wú)極端值，無(wú)明顯偏態(tài)分布，無(wú)條目刪除。②t檢驗(yàn)法計(jì)算條目的臨界比率值(CR值)，以量表總分為標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行排序，自最高分向下取25%及最低分向上取25%，分別作為高分組和低分組，檢驗(yàn)高分組得分是否明顯低于低分組。結(jié)果40個(gè)條目中有6個(gè)條目P>0.05，不存在統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著差異，結(jié)果刪除第2、5、31、32、34、39條。③信度檢驗(yàn)將刪除某個(gè)條目后，量表的內(nèi)部一致性α系數(shù)反而變大的條目刪除，結(jié)果無(wú)條目刪除。④因素負(fù)荷檢驗(yàn)將因素負(fù)荷<0.45的條目刪除，結(jié)果無(wú)條目刪除。

2.1.2 第一次探索性因素分析 通過(guò)因子分析，將5個(gè)影響程度較低的因子刪去，結(jié)果刪去第9、10、11、13、14條。

2.2 第三版量表編制結(jié)果

2.2.1 探索性因素分析結(jié)果 對(duì)樣本進(jìn)行檢測(cè)，其KMO值為0.936，Bartlett球形檢驗(yàn)P<0.000，適合進(jìn)行因子分析。在因子抽取的選擇中，選用特征根大于1的方式進(jìn)行因子抽取。由表1可看出，特征值大于1的有5個(gè)因子，其總解釋方差為67.447%，第一個(gè)因子能解釋的程度最高，達(dá)43.287%。采用Varimax法對(duì)因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，得到成分負(fù)荷矩陣，旋轉(zhuǎn)成分矩陣見(jiàn)表2。

表1 因子解釋總方差

表2 旋轉(zhuǎn)成分矩陣

2.2.2 信效度分析 通過(guò)Cronbach α系數(shù)進(jìn)行信度檢驗(yàn)得出總量表的系數(shù)為0.842，各維度的系數(shù)0.772～0.869；總量表的半分信度為0.865，各維度的系數(shù)0.719～0.806；重測(cè)信度為0.851。各條目CVI平均值為0.872。見(jiàn)表3。

2.2.3 相關(guān)性檢驗(yàn) 所有維度均在0.01的水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)，如表4所示。

表3 各維度信度分析

表4 各維度之間的相關(guān)矩陣

1)P<0.01

3 討 論

量表的效度分析第一次探索性因素分析除了刪除9、10、11、13、14五個(gè)條目，其余各因素構(gòu)面和原始因素構(gòu)面相同，量表結(jié)構(gòu)效度較好。本研究相關(guān)分析結(jié)果說(shuō)明，整個(gè)量表既具有一定的獨(dú)立性相互之間又存在關(guān)聯(lián)性。本量表在專(zhuān)家咨詢(xún)、小規(guī)模測(cè)驗(yàn)、大范圍實(shí)踐等情形下進(jìn)行了3次大幅度的調(diào)整，做到了內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度的統(tǒng)一。對(duì)量表的信效度都進(jìn)行了分析，且在此基礎(chǔ)上根據(jù)馬斯洛需要層次理論、整體健康觀和老年人參與理論將其需求總結(jié)為醫(yī)療保健、人文關(guān)懷、日常照料、生活服務(wù)和娛樂(lè)學(xué)習(xí)這5個(gè)層面。量表符合制作要求，可以形成“社區(qū)居家互助養(yǎng)老需求量表”，為今后社區(qū)互助養(yǎng)老這種模式的發(fā)展提供一種需求的向?qū)А?/p>

1 安 兵.需求與供給視角下的城市社區(qū)養(yǎng)老服務(wù)研究〔D〕.長(zhǎng)沙：湖南師范大學(xué)：2013.

2 羅亞萍,史文靜,肖陽(yáng).城市居民養(yǎng)老方式的變化趨勢(shì)、存在問(wèn)題及對(duì)策研究——基于對(duì)西安市居民養(yǎng)老方式的調(diào)查〔J〕.西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2013；33(1):78-84.

3 張盈華,閆江.中國(guó)養(yǎng)老服務(wù)現(xiàn)狀、問(wèn)題與公共政策選擇〔J〕.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理,2015;37(1):51-6.

4 吳 敏.基于需求與供給視角的機(jī)構(gòu)養(yǎng)老服務(wù)發(fā)展現(xiàn)狀研究〔D〕.濟(jì)南：山東大學(xué)，2011.

5 季紅莉,路孝琴.養(yǎng)老機(jī)構(gòu)老年人健康狀況與衛(wèi)生服務(wù)需求調(diào)查〔J〕.中華全科醫(yī)學(xué),2012;10(11):1763-4.

6 紀(jì) 青,吳炳義,魏秀紅,等.不同養(yǎng)老模式老年人健康狀況調(diào)查及比較〔J〕.護(hù)理研究,2014;(27):3346-7.

7 馬 銳.大連城市互助養(yǎng)老服務(wù)問(wèn)題研究〔D〕.大連：東北財(cái)經(jīng)大學(xué),2013.

8 王 昭.農(nóng)村互助養(yǎng)老模式研究〔D〕.舟山：浙江海洋學(xué)院,2014.

9 甘滿(mǎn)堂,婁曉曉,劉早秀.互助養(yǎng)老理念的實(shí)踐模式與推進(jìn)機(jī)制〔J〕.重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2014;31(4):78-85.

10 郭丹陽(yáng).中國(guó)農(nóng)村互助養(yǎng)老模式可行性研究〔D〕.福州：福建師范大學(xué),2013.

〔2015-11-29修回〕

(編輯 杜 娟)

衡陽(yáng)市社科項(xiàng)目(2014D111，2015D045)；湖南省大學(xué)生研究性學(xué)習(xí)和創(chuàng)新性實(shí)驗(yàn)計(jì)劃項(xiàng)目；南華大學(xué)“十二五”校級(jí)科研平臺(tái)項(xiàng)目

段功香(1961-)，女，碩士，教授，碩士生導(dǎo)師，主要從事社區(qū)護(hù)理研究。

蘇銀花(1981-)，女，博士在讀，講師，主要從事社區(qū)護(hù)理研究。

R473.2

A

1005-9202(2017)04-0972-03；

10.3969/j.issn.1005-9202.2017.04.084

1 南華大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院