血液透析病人饮食治疗态度量表的汉化及信效度考评

李家琳，付 丽

（天津医科大学第二医院，天津 300211）

慢性肾脏病（chronic kidney disease,CKD）是导致全球终末期肾病高发病率和死亡率的重要原因之一[1]。一项针对中低收入国家的调查显示，2016年慢性肾脏病患病率为14.3%，且逐年上升[1]。2012年我国成人慢性肾脏病患病率为10.8%，每年约2%的慢性肾脏病病人发展至终末肾脏病阶段[2]。然而，血液透析（hemodialysis,HD）作为目前临床最安全、见效最快的肾脏替代治疗，仅部分改善病人症状，无法恢复其正常生理状态。近些年，血液透析病人的饮食治疗已成为护理研究热点[3⁃6]。现有研究主要探讨其饮食治疗的依从性[7]、自我管理[8]、自我效能[9]等行为结局改变并研制相应的评价工具[10⁃12]，而鲜有研究涉及饮食治疗态度等行为的过程改变。仅Onbe 等[13]编制血液透析病人饮食治疗态度量表（the Attitude Scale for the Dietary Therapy of Hemodialysis Patients,ASDTH），以评估该类人群饮食治疗态度，具有良好的信效度。行为的过程改变影响并决定着行为的结局改变，探讨血液透析病人饮食治疗态度并制定其衡量标准十分必要。本研究旨在对英文版ASDTH 进行引进、汉化及信效度考评，为评估血液透析病人饮食治疗态度提供衡量工具。

1 对象与方法

1.1 研究对象 采用便利抽样的方法，选取2019年1月—2019年2月在天津市某三级甲等医院肾脏病血液净化中心门诊进行血液透析的322例病人作为研究对象。纳入标准：①参考2017年慢性肾脏病筛查诊断及防治指南[14]，确诊为慢性肾脏病且接受血液透析的病人；②年龄≥18岁；③透析时间≥3 个月，透析频率每周≥2 次；④智力正常，语言表达和接受理解能力正常，能独立或在调查者协助下完成本研究者；⑤自愿参加本研究者。排除标准：①严重精神病病史者；②同时患有肿瘤，近半年内接受放疗、化疗者。

1.2 研究工具

1.2.1 一般情况调查表 自行编制血液透析病人一般情况调查表，包括性别、年龄、民族、婚姻状况、文化程度、职业、家庭人均月收入、医疗付费方式、负责备餐、透析龄及近1 个月化验指标（血磷、血钾和血钙）等。

1.2.2 英文版ASDTH Onbe 等[13]于2017年研制ASDTH。该量表共16 个条目、3 个维度，即认知影响的行为意向（7 个条目）、饮食文化影响的行为意向（6个条目）和饮食改变的消极影响（3 个条目）。该量表共提取出3 个公因子，解释总变异量的46.5%；总量表及各维度的Cronbach′s α 系数分别为0.84，0.83，0.78，0.62；重测信度为0.83。该量表采用Likert 4 级评分法，选项为“非常不同意”“不同意”“同意”“非常同意”，并分别赋值1 分、2 分、3 分、4 分，总分为16～64 分。分数越高提示血液透析病人饮食治疗态度越好。该量表具有良好的信效度。

1.3 研究过程

1.3.1 量表的翻译及修订 征得原作者同意后，根据其提供的ASDTH 海外开发手册并参考Brislin[15]模型进行翻译、修改和回译。①翻译：由2名英语基础较好的护理研究生独自翻译，形成稿A1 和稿A2，再由1名工作≥10年、硕士学历的护理专家进行校对、合并，形成稿A；②修改：由1名护理学院教授和1名肾病专业的副主任医师（2人均有国外留学经历）分别进行修改、校对，形成稿B1 和稿B2，再由研究者针对修改意见进行合并，形成稿B；③回译：由1名有国外留学经历的护理学院副教授和1名母语为英语的医学教授（2人均不了解源量表）独自回译，形成稿C1 和稿C2，再由1名肾病专业临床医师进行校对、合并，形成稿C。

1.3.2 量表的跨文化调适 参考量表的文化调适指南[16]，邀请1名护理部主任、2名护理学院教师和2名肾病专业临床医师等5名专家（均工龄≥10年，具有副高及以上职称）组成专家小组，结合我国文化背景，对稿C 与源量表进行比较和修正，形成稿D。经专家组讨论，将条目5 中的“家庭医疗生活”译为“医疗活动”；将条目8 中的“吃一些能让我享受这个季节的饭菜”译为“吃个人喜好的饭菜”等。再将稿D 交由原作者审阅，查看是否符合量表原意。经校对，将条目1 中的“按照自己的饮食习惯”译为“按照自己良好的饮食习惯”；将条目5 中的“医疗活动”译为“居家自我管理”，并形成稿E。

1.3.3 预调查 使用统一指导语，将一般情况调查表和稿E 编制成预调查问卷。便利抽取天津市某三级甲等医院肾脏病血液净化中心的门诊血液透析病人20例进行预实验，向病人解释调查目的，现场发放预调查问卷。量表采用自愿且匿名的方式填写，并当场收回问卷。根据研究人员和病人反馈，调整问卷有歧义的条目，最终形成中文版ASDTH。

1.3.4 资料收集 研究者向符合纳入标准的门诊血液透析病人告知本研究的目的、意义、内容、方式、注意事项及益处。询问其是否同意参与本研究，同意者签署知情同意书。通过查阅纸质及电子病历，研究者本人填写一般资料调查表及临床资料调查表的部分内容。其他内容由研究者采用统一的指导语介绍后，研究对象独立填写。对于问卷中表意不清的条目，研究者采用中性客观的立场解释；对于老年病人、文化程度较低或因疾病导致无法执笔答卷的病人，可由研究者询问病人及家属后代为填写，注意避免诱导回答。问卷填完后，立即检查是否有错填、漏填条目；待问卷合格后，方可收回。

1.3.5 信效度评价方法 ①项目分析：采用t检验法评价条目的辨别力。②效度分析：采用内容效度和结构效度评价量表的真实性和准确性。邀请1名护理部主任、2名护理学院教师和2名肾病专业临床医师共5名专家（工龄≥10年，具有副高级及以上职称）组成专家小组。内容评定问卷采用Likert 4 级评分法，即1 分代表完全不相关，2 分代表有点相关，需要较大改进；3分代表相关，需要较小改进；4 分代表非常相关。内容效度指数（content validity index,CVI）作为评价内容效度的指标。结构效度：探索性因子分析（exploratory factor analysis,EFA）采用主成分分析法，以Promax 转轴法提取公因子；验证性因子分析（confirmative factor analysis,CFA）采用结构方程模型，验证EFA 是否提供良好的模型适配度。③信度分析：采用Cronbach′s α系数评价量表的内在一致性；采用重测信度评价量表的跨时间稳定性和一致性。本研究取得36例病人同意重测的前提下，于2 周后同地点、同量表、同研究人员重新测量，评价前后两次量表得分的相关性。

1.3.6 统计学方法 对原始资料进行整理、查对后，应用EpiData 3.1 软件双人进行数据录入、核对。然后，将数据导入SPSS 25.0 及AMOS 24.0 统计软件进行分析，以P<0.05 为差异有统计学意义。计数资料采用频数、百分比进行描述。正态分布的计量资料采用均数±标准差（±s）进行描述；非正态分布的计量资料釆用中位数（四分位数间距）进行描述。

2 结果

2.1 一般资料 本研究共发放问卷330 份，回收问卷322 份，有效回收率为97.58%。其中，病人年龄59.0（49.0，65.0）岁；透析龄41.5（18.0，90.3）个月。近1月化验指标中，血磷0.78～4.73（2.18±0.60）mmol/L，高磷者居多，共229例（71.1%）；血钾3.50～7.20（4.91±0.66）mmol/L，血钾正常者居多，共261例（81.1%）；血钙1.20～2.81（2.29±0.20）mmol/L，血钙正常者居多，共160例（49.7%）。其他资料详见表1。

表1 血液透析病人社会人口学特征（n=322）

2.2 项目分析 采用t检验法，将中文版ASDTH 得分由高到低排列，取排名前后各27%的得分分别标记为高分组和低分组，经两独立样本t检验对各条目均数进行比较，可知条目14～16 的决定值（CR 值）<3，其余条目均具有统计学意义（P<0.001）。依据项目分析评价条目辨别力的判别准则CR 值≥0.3 条目有辨别力[17]。因此，本研究决定删除条目14～16。

2.3 效度分析

2.3.1 内容效度 经上述5名肾病、护理等领域的专家讨论后，根据CVI 计算公式[18]的结果显示，中文版ASDTH 的各条目水平的内容效度指数（item⁃level content validity index，I⁃CVI）为0.83～1.00；量表水平的内容效度指数（scale⁃level content validity index，S⁃CVI）中，全体一致S⁃CVI（S⁃CVI/UA）为0.88，平均S⁃CVI（S⁃CVI/Ave）为0.98。

2.3.2 结构效度 根据CFA 的样本量>200，结构效度才会可靠[17⁃18]，本研究采用随机数表法[19]，将322例样本按1∶2 的比例随机分成两份，即107例样本进行EFA 和215例样本进行CFA。样本适合性检验结果显示，KMO 值为0.742，提示因子分析适切性适中；Bartlett 球形检验 的χ2值 为515.883（df=78，P<0.001），具有统计学意义，提示该量表适合做因子分析。

EFA 采用主成分分析法，以Promax 转轴法对数据进行斜交旋转，根据因子载荷量>0.4，特征值>1 及碎石图检验法提取公因子[17]。结果显示，共提取3 个公因子，特征值分别为4.029，2.384，1.346，旋转后各条目的因子载荷量为0.548～0.897，累积解释变异量的59.679%。见表2、图1。

表2 中文版ASDTH 的EFA 结果（n=107）

图1 中文版ASDTH 总量表EFA 碎石图

CFA 采用最大似然法验证模型适配度。结果显示，卡方/自由度（χ2/df）为1.696，均方根残差（RMR）为0.02，近似误差均方根（RMSEA）为0.057，拟合优度指数（GFI）为0.938，调整的拟合优度指数（AGFI）为0.907，规范拟合指数（NFI）为0.927，相对拟合指数（RFI）为0.905，增值拟合指数（IFI）为0.969，不规范拟合指数（NNFI）为0.959 及比较拟合指数（CFI）为0.968。见图2。

图2 中文版ASDTH 的CFA 图（n=215）

2.4 信度分析

2.4.1 内在一致性信度 总量表及各维度Cronbach′s α系数分别为0.838，0.815，0.833，0.849。

2.4.2 重测信度 总量表及各维度重测信度分别为0.799，0.793，0.838，0.765。

3 讨论

3.1 修改及删减条目后量表的结果可靠 经5名专家对量表进行跨文化调适后，将条目5 中的“家庭医疗生活”译为“医疗活动”；将条目8 中的“吃一些能让我享受这个季节的饭菜”译为“吃个人喜好的饭菜”等；经原作者校对，将条目1 中的“按照自己的饮食习惯”译为“按照自己良好的饮食习惯”；将条目5 中的“医疗活动”译为“居家自我管理”，便于研究对象理解与作答，使中文版ASDTH 量表在不违背原意前提下更符合我国国情及文化背景。

项目分析评价条目的辨别力。其判别准则为CR值≥3 或因素负荷量≥4.5（共同性≥0.2），否则予以删除[17]。结果显示，条目14～16 的CR 值<3，考虑删除该3 个条目，即删除源量表的第3 个维度：饮食改变的消极影响。Onbe等[13]认为，该维度各条目的共同性均<0.2，但这些消极因素对量表构建有重要意义，决定予以保留。本研究项目分析结果与原研究一致，但饮食改变的消极影响，即饮食和液体的控制与消极感受可能受多种因素影响，不能最终决定血液透析病人的饮食治疗态度。例如，尿量正常或少尿的病人，由于尚保留部分肾小球滤过功能，不用非常严格限制饮食和液体，其消极感受较无尿者少；社会支持良好的病人，由于家人或朋友的监督，饮食改变的消极感受较强，但饮食治疗态度良好；饮食和液体的控制可能还与病人本身是否爱饮水、对食物是否有偏好有关，其消极感受有所不同。因此，本研究未采纳原研究建议，决定删除条目14～16。

3.2 中文版ASDTH 量表具有良好的效度 效度分析采用内容效度和结构效度考评量表的真实性和准确性。当I⁃CVI≥0.78，S⁃CVI/UA≥0.80，S⁃CVI/Ave≥0.90 时，提示内容效度良好[20⁃21]。结果显示，该量表的I⁃CVI 为0.83～1.00，S⁃CVI/UA 为0.88，S⁃CVI/Ave为0.98，提示该量表内容效度较好。KMO 值为0～1，当KMO>0.5 且Bartlett 球形检验具有统计学意义时，提示适合做因子分析[17]。结果显示，KMO 值为0.742，Bartlett 球形检验的χ2值为515.883（P<0.001），提示该量表适合做因子分析。当因子载荷量>0.4，累积解释变异量>50%时，提示量表结构效度良好[17]。结果显示，通过EFA 共提取3 个公因子，其特征值分别为4.029，2.384，1.346，旋转后各条目的因子载荷量为0.548～0.897，累积解释变异量的59.679%，提示该量表EFA 结果良好。χ2/df<3，RMR<0.05，RMSEA<0.05（RMSEA 在0.08～0.10，拟合一般），GFI、AGFI、NFI、RFIIFI、NNFI 和CFI 均>0.90，提示模型拟合良好[22⁃23]。结果显示，各拟合指数均达标，提示CFA 的模型适配度良好。因此，中文版ASDTH 量表具有良好的效度。

3.3 中文版ASDTH 量表具有良好的信度 信度分析采用内在一致性信度和重测信度考评量表的可靠性和有效性。总量表Cronbach′s α 系数≥0.80 较为理想，其Cronbach′s α 系数为0.70～0.80 可以接受；各维度Cronbach′s α 系 数≥0.70 较为理想，其Cronbach′s α 系数为0.60～0.70 可以接受[17]。结果显示，总量表及各维 度Cronbach′s α 系数分别 为0.838，0.815，0.833，0.849，提示该量表内在一致性信度较好。相关系数越接近1，重测信度越理想[24]。结果显示，总量表及各维度重测信度分别为0.799，0.793，0.838，0.765，提示该量表重测信度较好。因此，中文版ASDTH 量表具有良好的信度。

3.4 中文版ASDTH 量表具有良好的科学性 Onbe等[13]提出，源量表分为3 个维度，即认知影响的行为意向、饮食文化影响的行为意向和饮食改变的消极影响。本研究在删除源量表的第3 个维度后，将中文版ASDTH 同样分为3 个维度，即认知影响的行为意向、饮食文化影响的行为意向和社会支持影响的行为意向。其中，将原第3 个维度的条目13 归化为饮食文化影响的行为意向；将原第1 个维度的条目7 及原第2 个维度的条目11～12 细化为社会支持影响的行为意向。可能原因如下：①中国和日本的国情、经济发展、饮食文化及医疗背景存在差异，血液透析病人受饮食文化影响的行为意向有所不同。中国血液透析病人受饮食文化的影响较小，受家庭、社会等因素影响较大，因而细分出社会支持影响的行为意向这个维度。②仅便利抽取1 家肾脏病血液净化中心的病人作为研究对象，样本代表性受限。因此，在保持源量表维度划分的基础上，中文版ASDTH 将维度划分得更加精细，符合我国国情及文化背景，充分体现了该量表良好的科学性。

3.5 研究的局限性与展望 本研究存在以下不足。①研究对象仅来自于1 家肾脏病血液净化中心的病人，无法代表总体血液透析病人；②本研究采取便利抽样的方法，样本例数较少；③本研究未对血液透析病人饮食治疗态度总得分进行程度划分。未来可采用多中心研究，扩大样本量，严格按照分层抽样的方法调查数据，进一步探究血液透析病人饮食治疗态度的不同程度，为后期有针对性的临床干预提供理论依据。

4 小结

中文版ASDTH 经翻译、修改、回译、跨文化调适及信效度考评，具有良好的信效度，可作为血液透析病人饮食治疗态度的评估工具，为后期有针对性的临床干预提供理论依据，为血液透析病人饮食治疗模式的改革提供参考，提供科学合理的健康教育方案，帮助其学会自我管理，更好地控制钙磷水平，改变不健康的生活方式，从而恢复其部分生理状态和社会功能。