代際溝通感知量表的漢化及其在社區(qū)老年人與年輕人的信效度檢驗(yàn)

凌培，朱雪嬌，倪珂，祝澤星，章琳

（杭州師范大學(xué) 護(hù)理學(xué)院，浙江 杭州 311121）

全球人口老齡化已是不可逆轉(zhuǎn)的發(fā)展趨勢，世界衛(wèi)生組織（World Health Organization, WHO）為有效應(yīng)對人口老齡化以提高老年人的生活質(zhì)量， 提出了“積極老齡化”的概念，即人到老年時(shí)，為了提高生活質(zhì)量，使健康、參與和保障的機(jī)會盡可能發(fā)揮最大效應(yīng)的過程[1]。 老年人的心理健康是其生存質(zhì)量的重要組成部分，不容忽視。 有學(xué)者提出，老年人與年輕人之間因溝通感知差異， 可能在代際溝通中存在消極的刻板印象及情緒反應(yīng)， 從而對老年人的身心健康產(chǎn)生負(fù)性作用[2]。 代際溝通是指老年人與青年人通過語言、文字、行為等在思想、觀念上進(jìn)行交流的過程[3]。 Williams 等[4]在1997 年基于溝通適應(yīng)理論編制的代際溝通感知量表 （Perception of Communication Scale，PCS），最初用于比較中西方文化背景下的年輕人在他們和老年人的代際溝通時(shí)感知到的差異， 之后該量表被應(yīng)用于評估同一文化背景下不同年齡群體（20～30 歲的年輕人）和（65～85 歲的老年人）溝通感知間的差異[5]，并在韓國[6]、日本[7]、菲律賓[8]等國家的應(yīng)用中均顯示了良好的信效度。 國內(nèi)關(guān)于代際溝通的研究仍處于起步階段， 可見有自行設(shè)計(jì)的量表的測量代際溝通的現(xiàn)狀[9]，但信效度有待檢驗(yàn)。 本研究旨在引進(jìn)代際溝通感知量表并測量其在浙江杭州市社區(qū)人群中應(yīng)用的信效度， 以期為測量老年人和年輕人代際溝通感知的差異提供工具。

1 研究方法

1.1 量表漢化 本研究獲得量表作者授權(quán)后，嚴(yán)格遵循Brislin 跨文化翻譯模式漢化量表[10]。 （1）正譯：由2 名母語為漢語且均通過英語六級的護(hù)理研究生分別獨(dú)立將量表翻譯成中文，再經(jīng)課題組成員與2名譯者對2 個(gè)翻譯版本進(jìn)行比對、整合形成中文稿A。 （2）回譯：由2 名不曾接觸和使用過原量表且均通過專八的英語專業(yè)研究生對中文稿A 進(jìn)行獨(dú)立回譯，形成2 份回譯稿，再與課題組成員討論、對比形成回譯稿B；將原量表與回譯稿B 發(fā)給原作者，結(jié)合原作者的建議，將條目20“我應(yīng)該具備應(yīng)有的禮貌”改為“覺得禮貌是必須的”；將條目27“不像‘我自己’”改為“表現(xiàn)得不像平時(shí)的自己”形成中文版代際溝通感知量表C。

1.2 跨文化調(diào)適 邀請5 名專家根據(jù)理論基礎(chǔ)與實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，對形成的中文版代際溝通感知量表C 的語意、語言習(xí)慣、內(nèi)容相關(guān)性等方面采用Likert 4 級評分法（非常相關(guān)=4，比較相關(guān)=3，弱相關(guān)=2，不相關(guān)=1）進(jìn)行評定，以保證量表的內(nèi)容對等性及文化適應(yīng)性。 專家納入標(biāo)準(zhǔn)為：本科及以上學(xué)歷；中級及以上職稱；具有10 年及以上工作年限的老年醫(yī)學(xué)方向的專家、護(hù)理教育專家、護(hù)理心理專家。 最后納入符合要求的5 名專家，工作年限為15～33 年；學(xué)歷均在本科及以上，其中碩博士4 名；1 名中級職稱，4 名高級職稱。

1.3 預(yù)調(diào)查 2021 年8 月于杭州市朝暉社區(qū)選取符合正式調(diào)查的納入、 排除標(biāo)準(zhǔn)的老年人和年輕人各15 名進(jìn)行預(yù)調(diào)查，請研究對象對量表內(nèi)容的可理解性、清晰性、通俗性等提出相關(guān)建議。1.4 正式調(diào)查

1.4.1 研究對象 采用便利抽樣法，2021 年8 月選取浙江省杭州市上城區(qū)、西湖區(qū)、拱墅區(qū)、蕭山區(qū)及余杭區(qū)的常駐居民作為研究對象。 納入標(biāo)準(zhǔn)：（1）老年人：≥60 歲[11]；年輕人：14～35 歲[12]；（2）能自行表達(dá)，無溝通障礙者；（3）知情同意并自愿參加者。排除標(biāo)準(zhǔn)：（1）調(diào)查期間不在戶籍所在地者；（2）一戶人口中已有1 名接受本次調(diào)查者。

根據(jù)問卷調(diào)查樣本量一般為量表?xiàng)l目數(shù)的5～10 倍[13]，同時(shí)考慮到調(diào)查中可能出現(xiàn)的無效問卷導(dǎo)致的失訪率， 在估算出的樣本量基礎(chǔ)上額外增加20%。 即樣本量=[（量表?xiàng)l目數(shù)）×（5～10）]/（1-20%），本次調(diào)查共涉及32 個(gè)條目，估算所需樣本量為200～400名，最終納入樣本552 名，符合樣本量計(jì)算要求。 本研究已獲杭州師范大學(xué)護(hù)理學(xué)院倫理委員會批準(zhǔn)（2022051）。

1.4.2 研究工具

1.4.2.1 一般資料調(diào)查表 自行編制， 包括老年人和年輕人的年齡、性別、戶籍、受教育程度。

1.4.2.2 中文版代際溝通感知量表 采用本研究漢化的代際溝通感知量表，該量表為自評量表，包括2部分4 個(gè)維度，共32 個(gè)條目：第1 部分包括不適應(yīng)（13 個(gè)條目）與適應(yīng)（6 個(gè)條目）2 個(gè)維度，不適應(yīng)指年輕人對老年人有負(fù)面的刻板印象， 不關(guān)注老年人的需求。 適應(yīng)指老年人支持、關(guān)心和鼓勵(lì)年輕人。 第2 部分包括尊重/義務(wù)（9 個(gè)條目）及回避（4 個(gè)條目），尊重/義務(wù)指有義務(wù)尊重老年人。 回避指不愿意和老年人繼續(xù)溝通。 條目采用Likert 7 級評分，由完全不同意至完全同意分別賦值1～7 分，計(jì)算各維度均分，維度均分越高則表明研究對象越認(rèn)同該維度。 研究對象分為社區(qū)的老年和年輕人群， 并且兩者為非親屬關(guān)系，對兩類人群在每個(gè)維度的得分進(jìn)行比較，可以看出老年人和年輕人這兩類人群在溝通感知方面的差異。

1.5 資料收集方法 由經(jīng)統(tǒng)一培訓(xùn)的7 名調(diào)查人員發(fā)放問卷， 首先使用統(tǒng)一的指導(dǎo)語對研究對象解釋說明本研究的目的、填寫要求及對資料的保密性，取得其知情同意后發(fā)放問卷。 問卷由研究對象自行填寫， 問卷當(dāng)場發(fā)放， 當(dāng)場回收并檢查有無漏填項(xiàng)等。 有疑問處由調(diào)查人員給予解釋， 無法自行填寫者，由調(diào)查人員根據(jù)研究對象的回答填寫。 共發(fā)放606 份問卷，回收606 份，回收率100%，其中有效問卷552 份。 間隔1 周，取得研究對象知情同意后，以便利抽樣方法抽取30 例研究對象，年輕人和老年人各15 例進(jìn)行重測， 計(jì)算2 次調(diào)查結(jié)果的相關(guān)性，以反映量表的重測信度。

1.6 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法 采用SPSS 22.0 和AMOS 25.0 分析數(shù)據(jù)。 計(jì)數(shù)資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述；正態(tài)分布的計(jì)量資料采用均數(shù)±標(biāo)準(zhǔn)差描述。量表的項(xiàng)目分析采用臨界比決斷值（Critical ration，CR）；量表的結(jié)構(gòu)效度采用探索性因子分析和驗(yàn)證性因子分析， 量表的內(nèi)容效度采用條目水平的內(nèi)容效度指數(shù) （itemcontent validity index，I-CVI）和量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)（scale-content validity index，S-CVI）評價(jià)；內(nèi)部一致性信度通過各維度的Cronbach α 系數(shù)評價(jià)，重測信度采用組內(nèi)相關(guān)系數(shù)進(jìn)行評價(jià)。 檢驗(yàn)水準(zhǔn)α=0.05。

2 結(jié)果

2.1 跨文化調(diào)適 本課題組結(jié)合5 名專家的建議，對以下條目進(jìn)行了討論修改， 將條目3 “過于關(guān)注我”改為“將他們的注意力集中在我身上”，使得條目的內(nèi)容更加具體； 將條目6 “抱怨他們的生活狀況live circumstance”改為包含范圍更廣的“抱怨他們的生活環(huán)境”；將條目7“抱怨他們的生活和健康（lives and health）狀況”改為“抱怨他們的生命和健康狀況”，“接受專家認(rèn)為生命和健康相較于生活和健康，與健康的聯(lián)系更為貼切”；將條目12“屈尊式（were patronizing）地對我說話”改為“擺出恩賜的態(tài)度”，接受專家認(rèn)為在溝通的過程中，原譯文說話的態(tài)度會影響說話的方式，態(tài)度還可以表現(xiàn)在各個(gè)方面的行為上，范圍相較于說話方式更廣的建議；將條目14“樂于支持他人（were supportive）”改為“是有支持性的”接受專家認(rèn)為原英文量表未說明賓語是誰，因此翻譯成形容詞性的形式；將條目22“說話語速更慢”改為“講慢一些”；將條目23“說話更大聲”改為“講大聲一些”；將條目24“避免使用某些詞匯（例如俚語）”改為“避免使用某些詞匯（例如流行語）” 使其更通俗理解；將條目28“使用簡單的詞匯”改為“使用簡化的詞匯”接受專家認(rèn)為的“適應(yīng)性”行為，認(rèn)為在溝通中可能存在刻意的適應(yīng)性的情感傾向，因此簡化比簡單更適宜的建議；后對修改過的條目重新回譯，經(jīng)原作者核實(shí)與原量表內(nèi)容一致，最終形成中文版代際溝通感知量表。 預(yù)調(diào)查的量表?xiàng)l目和正式調(diào)查的量表?xiàng)l目一致。

2.2 一般資料 552 名研究對象，287 名為老年人，年齡60～91（70.73±7.82）歲，其中男性148 名（51.6%），女性139 名（48.4%）；受教育程度：小學(xué)及以下118 名（41.1%）， 初中72 名 （25.1%）， 高中/中專47 名（16.4%），大專13 名（4.5%），本科及以上37 名（12.9%）；均屬于杭州戶籍；265 名年輕人，年齡17～28（22.08±2.70）歲，其 中 男 性128 名（48.3%），女 性137 名（51.7%）；受教育程度：高中/中專39 名（14.7%），大專19 名（7.2%），本科及以上207 名（78.1%）；均屬于杭州戶籍。

2.3 項(xiàng)目分析 本組552 例研究對象按照代際溝通感知量表總分進(jìn)行高低排序， 得分前27%納入高分組， 得分后27%納入低分組， 采用獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)，評價(jià)量表各條目在不同研究對象的區(qū)分度[14]。 除條目17“給予尊重”和條目18“有禮貌”，其余各條目臨界比率值CR 值均＞3[15]，差異均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001）。因考慮到中國“以禮待人”的傳統(tǒng)文化背景，條目17 和條目18 具有實(shí)際意義，在經(jīng)課題組討論后予以保留。

2.4 效度分析

2.4.1 內(nèi)容效度 5 名專家對中文版代際溝通感知量表的各條目的內(nèi)容進(jìn)行相關(guān)性的評定， 結(jié)果顯示各條目內(nèi)容效度指數(shù)（Item-content validity index, ICVI）為0.800～1.000，內(nèi)容效度指數(shù)（Scale-content validity index，S-CVI）為0.990。

2.4.2 結(jié)構(gòu)效度 老年人和年輕人均屬于被調(diào)查對象，因此樣本采用簡單隨機(jī)法將總樣本（n=552）隨機(jī)分為樣本1 和樣本2，分別進(jìn)行探索性因子分析（n=267）和驗(yàn)證性因子分析（n=285）評定結(jié)構(gòu)效度[16]。

2.4.2.1 探索性因子分析 采用SPSS 22.0 對樣本1（n=267） 采用主成分分析法進(jìn)行探索性因子分析，KMO 值為0.852，Bartlett’s 球形檢驗(yàn)χ2=4028.590，P＜0.001，說明該量表適合做探索性因子分析。 采用主成分分析及最大方差正交旋轉(zhuǎn)的方法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)， 提取特征根＞1 的公因子。 若累及方差貢獻(xiàn)率＞50%，表明因子分析結(jié)果可靠[17]。 最終共提取7 個(gè)公因子，顯示累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為64.19%，各條目的因子載荷量均＞0.4， 參考原問卷進(jìn)行因子合并后能體現(xiàn)原量表的4 個(gè)維度，將因子2、因子5 與因子6 合并，命名為不適應(yīng)，將因子3 與因子7 合并，命名為適應(yīng)，將因子1 命名為尊重/義務(wù)，將因子4 命名為回避。 對因子合并后發(fā)現(xiàn)，條目27 不在其原量表所屬因子中，考慮到可能存在抽樣誤差或跨文化差異，結(jié)合原量表， 仍將因子3 中的條目27 歸屬于因子1。 見表1。

續(xù)表1

2.4.2.2 驗(yàn)證性因子分析 采用AMOS 25.0 對樣本2（n=285）進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，采用極大似然法對量表的擬合情況進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。最終擬合結(jié)果為：相對卡方值（χ2/df）=1.419（P＜0.05），比較擬合指數(shù)（Comparative fit index，CFI）=0.971， 增量擬合指數(shù)（Incremental fit indices，IFI）=0.971，非規(guī)準(zhǔn)適配指數(shù)（Tucker-Lewis index，TLI）=0.968， 近似誤差均方根（Root mean square error of approximation，RMSEA）=0.038。根據(jù)χ2/df≤3，RMSEA＜0.080，其余相對擬合指標(biāo)＞0.9 的標(biāo)準(zhǔn)[18]，本模型的各項(xiàng)擬合指數(shù)達(dá)到參考標(biāo)準(zhǔn)。 見圖1。

圖1 驗(yàn)證性因子分析結(jié)構(gòu)方程模型

2.5 中文版代際溝通感知量表的信度分析 中文版代際溝通感知量表各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.829～0.966； 量表各維度的重測信度為0.886～0.917。見表2。

表2 中文版代際溝通感知量表的信度（n=552）

2.6 中文版代際溝通感知量表初步應(yīng)用結(jié)果 552名研究對象在量表的4 個(gè)維度中得分最高的為尊重/義務(wù)維度。將研究對象按照年齡進(jìn)行分組，比較2組受試對象4 個(gè)維度條目均分情況。結(jié)果顯示：不同年齡的研究對象，不適應(yīng)維度條目均分比較，差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.05）；不適應(yīng)、尊重/義務(wù)及回避維度條目均分比較，差異均無統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＞0.05）。見表3。

表3 不同特征老年與年輕人的代際溝通感知量表均分的比較（n=552，X±S，分）

表3 不同特征老年與年輕人的代際溝通感知量表均分的比較（n=552，X±S，分）

項(xiàng)目年齡（歲）14～35（年輕人）60～91（老年人）n 不適應(yīng)適應(yīng)尊重/義務(wù)回避265 287 tP 4.09±1.45 4.57±1.49 3.848 0.001 4.71±0.88 4.86±1.00 1.949 0.052 5.39±1.01 5.46±1.04 0.721 0.471 4.63±1.12 4.60±1.37 0.197 0.845

3 討論

3.1 中文版代際溝通感知量表的區(qū)分度較好 本結(jié)果顯示，除條目17、條目18 外，各條目的臨界比值差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（P＜0.001），表示各條目具有較好的區(qū)分度。 雖然條目17“給予尊重”CR 值為2.843，條目18“有禮貌”CR 值為1.742，但考慮到由于中國“以禮待人”的傳統(tǒng)文化背景，條目具有實(shí)際意義。因此予以保留。

3.2 中文版代際溝通感知量表的效度良好 一般要求量表S-CVI＞0.90，I-CVI＞0.78[19]，中文版代際溝通感知量表的CVI 值為0.99， 各條目的CVI 值為0.80～1.00。 該結(jié)果表明本量表具有較好的內(nèi)容效度， 所測內(nèi)容能夠較好反映測量人群的代際溝通的適應(yīng)程度。結(jié)構(gòu)效度的檢驗(yàn)采用探索性因子分析，得到7 個(gè)公因子，后參考原問卷進(jìn)行因子合并，能對應(yīng)原相應(yīng)維度，除條目27“表現(xiàn)得不像平時(shí)的自己”仍不在其原量表所屬因子中，傾向于回避，考慮原因可能是與原量表國家存在文化差異，條目27 的因子載荷值為0.557，考慮具有一定的實(shí)際意義，能夠較好的反映測量人群的適應(yīng)程度，因此予以保留。 本研究中驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示χ2/df≤3，RMSEA＜0.080，其余相對擬合指標(biāo)＞0.9，說明模型的擬合度較好，適配指標(biāo)均達(dá)標(biāo)，提示樣本數(shù)據(jù)與理論模型的結(jié)構(gòu)相 符。

3.3 中文版代際溝通感知量表的信度良好 信度是指量表測量結(jié)果的一致程度或準(zhǔn)確程度，反映其穩(wěn)定性、內(nèi)在一致性和等同性[20]。 一般認(rèn)為，Cronbach α系數(shù)在0.70～0.80 相當(dāng)好，0.80～0.90 非常好[21]。 中文版代際溝通感知量表各維度的Cronbach α 系數(shù)為0.829～0.966，表明量表具有良好的內(nèi)部一致性，量表?xiàng)l目具有良好的同質(zhì)性， 均反映了測試人群代際溝通時(shí)的適應(yīng)程度。 重測信度＞0.7 則認(rèn)為量表的穩(wěn)定性較好[22]。 本研究結(jié)果顯示，各維度的重測信度為0.886～0.919，表明量表具有較好的跨時(shí)間穩(wěn)定性。

3.4 中文版代際溝通感知量表的應(yīng)用情況及其原因分析 中文版代際溝通感知量表應(yīng)用結(jié)果發(fā)現(xiàn)4個(gè)維度中， 不管是老年人還是年輕人都最認(rèn)可對老年人有尊重的義務(wù)[老年人（5.46±1.04）分，年輕人（5.39±1.01）分]，與我國延續(xù)和弘揚(yáng)“尊老愛幼”傳統(tǒng)文化密不可分。 同時(shí)本研究中量表初步應(yīng)用結(jié)果顯示：相比較年輕人而言，社區(qū)老年人更多感知到“年輕人對老年人有負(fù)面的刻板印象， 年輕人不關(guān)注老年人的需求”[老年人 （4.57±1.49） 分vs 年輕人（4.09±1.45）分]，該結(jié)果也在對美國、日本、菲律賓、泰國人群的調(diào)查中得到了證實(shí)[6-8，23]，提示不同文化背景下的老年人在代際溝通面臨的不適應(yīng)問題是普遍問題，要引起足夠的重視。 可能原因是：年輕人和老年人兩代人因在人生觀、價(jià)值觀和文化、背景上的差異， 在年輕人看來覺得很平常的抱怨行為容易被老年人視為嚴(yán)重的事件，從而產(chǎn)生負(fù)面的情緒。老年人和年輕人在適應(yīng)、尊重/義務(wù)和回避維度均分存在一定的差異，但結(jié)果尚未呈現(xiàn)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，如維度2適應(yīng)[老年人（4.86±1.00）分vs 年輕人（4.71±0.88）分，P=0.052）]，這和歐美、亞洲其他國家人群的研究結(jié)果顯示兩類人群調(diào)查結(jié)果存在顯著差異[5-8]不一致，可能和調(diào)查樣本的不同文化背景有關(guān)，也可能和本研究樣本量代表性的局限性有關(guān)， 有待今后在中國社區(qū)擴(kuò)大樣本量后進(jìn)行該結(jié)果的進(jìn)一步驗(yàn)證。

4 本研究的局限性及展望

由于受到時(shí)間及疫情限制本研究采用便利抽樣法，研究對象來源杭州市部分社區(qū)，存在樣本代表性不足的局限，后續(xù)研究需要擴(kuò)大取樣范圍，增加研究對象的多樣性， 在不同地區(qū)的人群中進(jìn)一步驗(yàn)證中文版代際溝通感知量表的科學(xué)性和實(shí)用性。