脑卒中患者病耻感量表结构效度的验证研究*

李牧玲，王晓艳，白雪洁，胡瑞丹，刘杨扬，侯佳坤，郑晓霞，周宏珍

（南方医科大学南方医院1 护理部，2 神经外科，广东广州，510515）

《中国脑卒中防治报告2018》报道［1］，脑卒中是我国成年人致死、致残的首位病因，具有发病率高、致残率高、死亡率高和复发率高的特点。作为一种高致残率的慢性疾病，脑卒中患者因面瘫导致的外貌改变、视听言语障碍、运动吞咽功能障碍等，导致生活无法自理，需要依赖照顾者长期照护等问题，往往会给患者带来一定程度的羞耻体验，这类因疾病而带来的羞耻体验被称之为病耻感［2］。病耻感的产生会直接影响患者的情绪及心理健康，降低其生活质量，且这种影响随着病耻感程度的增高而加重。此前，国内外关于病耻感的研究并无专一的量表用于评估脑卒中患者的病耻感，缺乏专一性。为深入分析了解病耻感对脑卒中患者的影响，尽早识别患者病耻感程度，本课题组前期基于脑卒中病耻感感知理论框架构建了适合我国国情的脑卒中患者病耻感量表（stroke stigma scale，SSS），经验证具有良好的信度与效度［3］。但由于时间及样本量的限制，研究者未能对探索出来的因子进行验证性因素分析。因此，本课题组应用验证性因素分析的方法探讨该量表的内在结构关系，检验结构效度，以便为科学开展脑卒中患者心理健康工作提供科学的评价工具，现报道如下。

1 对象与方法

1.1 研究对象

采用便利抽样法，选择2018年6月—12月在广州市某三级甲等综合医院住院的650 例脑卒中患者。纳入标准：①年龄≥18 岁;②符合脑卒中的诊断标准［4］，并经CT 或MRI 检查后确诊; ③距首次确诊脑卒中时间≥7d;④意识清楚，生命体征平稳;有阅读、沟通和理解能力。排除标准:①存在严重生理缺陷或重大疾病; ②存在认知障碍、精神疾病。退出标准：研究过程患者情绪改变可能加重病情。患者均知情同意参与本研究。

1.2 研究工具

SSS 量表：包括躯体障碍（4 个条目）、社会交往（3 个条目）、受歧视经历（4 个条目）和自我感受（5个条目）4 个维度共16 个条目，采用Likert 5 级评分法，分别为从不、偶尔、有时、经常、总是，分别赋予1～5 分，各条目分数总分为16～80 分，得分越高代表病耻感程度越高。总量表各条目内容效度为0.910 ～1.000，量表内容效度为0.989；总量表Cronbach’s α 系数为0.916，各维度Cronbach’s α系数为0.771～0.864；量表重测信度为0.924（均P<0.01），各维度重测信度为0.735～0.886，具有良好的信度与效度［3］。

1.3 样本量及抽样方法

根据样本量为问卷条目10～15倍的原则［5］，SSS 量表共16 个条目需要样本160～240 例，考虑10%的失访率，样本量扩大为176～264 例。本研究共发放问卷650 份，调查途中退出研究者40 例，共回收610 份问卷，问卷数据存在缺失则剔除，最终回收有效问卷587 份，有效回收率为96.22%。

1.4 统计学方法

使用Excel 进行数据寻入，双人双次寻入并核对纠错后，使用SPSS24.0 软件进行统计处理，计量资料采用（±s）描述，计数资料采用例数与百分比描述。使用Mplus7.4 构建模型，验证该模型是否与实际数据适配。检验水准α=0.05，P<0.05 为差异具有统计学意义。

1.5 构建模型

1.5.1 构建模型的方法 验证性因素分析是结构方程模型应用的一种，结构方程模型分析又称为协方差结构分析，是以变量的协方差矩阵为基础分析变量之间的关系［6］。传统的结构方程模型是建立在连续性变量的基础上，处理变量间的线性关系，也称为线性关系模型，这要求在理论上数据呈正态分布。本次研究的样本均属于类别变量，大多数情况下不选择线性相关模型，即参数估计方法不选择极大似然法（maximum likelihood，ML）而改用加权最小二乘法（weighted least square，WLS）。理论上如需使用WLS 方法进行参数估计，要求有较大的样本量，WEST 等［7］建议样本量>2500，才能得到稳定的参数估计值，本次研究样本量为587 例，未达到要求的样本量，故选用加权最小二乘法配合对角加权矩阵伴均值-方差校正卡方检验（weighted least squares means and variance adjusted，WLSMV）。WLSMV 专为处理类别数据设计，当样本量较小时，其参数估计结果仍较好［8］。模型构建中，潜变量及观测变量内涵意义见表1。

表1 结构方程模型各变量内涵意义

1.5.2 模型拟合适配指标 模型拟合 （Model Fit）用于评价样本方差-协方差矩阵与理论模型生成的方差矩阵之间的差距。模型拟合评价可分为两类［9］：假设检验和近似拟合检验。在WLSMV 中常用的拟合指标有：卡方自由度比值（χ2/df）、渐进残差均方和平方根（root mean square error of approximation，RMSEA）、Tucker-Lewis 指数（简称TLI）、相对拟合指数（comparative fit index，CFI）及加权误差均方根（weighted root mean square residual，WRMR）。其适配标准为：卡方自由度比值（χ2/df）推荐2.0～5.0 作为模型可接受的范围［10］；TLI 及CFI指数均>0.90，认为拟合好［11-12］；RMSEA 值为0.08～0.10 表示模型尚可［13］；WRMR 值认为<1.0 表示模型拟合好［14］。

2 结果

2.1 患者一般资料

所调查的587 例患者中，男381 例（64.91%），女206 例（35.09%）；年龄20～97 岁，平均（61.95±15.67）岁。婚姻状况：未婚16 例（2.72%），已婚519例（88.42%），离异11 例（1.87%），丧偶41 例（7.00%）。文化程度：小学及以下252 例（42.93%），初中152例（25.89%），高中/中专135 例（23.00%），大专31例（5.28%），大学及以上17 例（2.90%）。职业情况：有工作195 例（33.22%），退休278 例（47.36%），无工作或下岗114 例（19.42%）。

2.2 初始模型构建结果

根据脑卒中病耻感理论框架，基于所构建的结构方程模型，首先假设躯体障碍对社会交往有直接影响（H1），躯体障碍对受歧视经历有直接影响（H2），躯体障碍对自我感受有直接影响（H3），社会交往对受歧视经历有直接影响（H4），社会交往对自我感受有直接影响（H5），受歧视经历对自我感受有直接影响（H6），得到初始验证性因素分析模型（见图1），根据假设检验结果（见表2），接受H2、H3、H5、H6（均P<0.05），认为躯体障碍对受歧视经历、躯体障碍对自我感受、社会交往对自我感受、受歧视经历对自我感受均可能有直接影响，拒绝H1 和H4（均P>0.05），认为躯体障碍对社会交往以及社会交往对受歧视经历可能没有直接影响。近似检验结果显示χ2/df =7.00，WRMR =1.504，RMSEA=0.101，CFI=0.943，TLI=0.931（见表4），χ2/df 值，RMSEA 值及WRMR 值未达到拟合参考标准，提示模型的初始模型构建拟合效果不够理想，因此需要对模型进行修正。

2.3 修正后模型构建结果

在初始模型的检验结果中 （见表2），躯体障碍→社会交往和社会交往→受歧视经历的路径系数均较小，且P>0.05，根据BERGER 等［15］提出的HIV 患者病耻感感知理论和CATALDO 等［16］的肺癌患者病耻感感知理论结合脑卒中患者患病后生理、心理和社会变化的特点，考虑躯体障碍是通过受歧视经历间接对社会交往产生影响，而受歧视经历的产生是由于患者躯体障碍等原因导致患者在社会交往中受到羞耻，因此删除躯体障碍→社会交往（H1），社会交往→受歧视经历（H4）的直接影响路径。得到修正后验证性因素分析模型路径图（见图2）及潜变量之间影响路径及路径系数的假设检验结果（见表3），修正后模型影响路径均具有统计学意义（均P<0.05）。近似检验结果显示χ2/df=6.804，WRMR=1.505，RMSEA=0.099，CFI=0.945，TLI=0.933（见表4），修正后模型除χ2/df 值及WRMR 值未达到拟合参考标准，其余均显示修正模型拟合度较好。

表2 初始模型的躯体障碍、社会交往、受歧视经历、自我感受之间的检验结果

图1 脑卒中患者病耻感量表的初始验证性因素分析模型路径图

图2 脑卒中患者病耻感量表修改后的结构方程模型路径图

表3 修改后模型的躯体障碍、社会交往、受歧视经历、自我感受之间的检验结果

3 讨论

3.1 脑卒中患者病耻感量表的结构效度评价

根据朱敏芳等［3］在参考大量文献和理论基础上，经德菲尔专家咨询及探索性因素分析确定了SSS 量表的因素概念。本研究对SSS 量表进行了进一步的验证性因素分析，以检验总量表的结构效度。在验证性因素分析中，评价量表结构拟合效果的指标有很多，不同的指标由于受干扰因素的影响不同，对模型的评价结构也不尽相同，且无单一指标可以作为是否接受模型的唯一标准［17］。因此，本研究结合多个适配指标进行了综合评价，分析结果显示，χ2/df、WRMR 值未达到模型适配标准（见表4），分析其原因可能为：①考虑到本研究的抽样方法采取便利抽样法，抽取的样本可能会存在偏倚，对研究结果造成了影响；②但需要特别指出的是χ2对样本量特别敏感，倾向于随样本量的增加而变大的现象。当样本量很大时，即使观测的方差-协方差矩阵和模型隐含的方差-协方差直接的差异很小也很容易得到显著的卡方差异，几乎拒绝所有拟合好的模型［18］。候杰泰等［6］认为，χ2/df仅校正了自由度的影响并没有消除样本量的影响，所以仅凭它的大小很难说明模型好坏。WRMR值也同样对样本量大小尤为敏感，与χ2表现出高度正相关。因此，在样本量越大，WRMR 值也会变大［14］。结合上述原因的影响，不能仅凭以上指标作为拒绝模型的理由。通过结合脑卒中病耻感感知理论框架及各直接路径假设检验的结果，删除H1、H4（均P>0.05）的直接影响路径后，修正后模型直接影响路径均存在统计学意义（见表3），且RMSEA、CFI 、TLI 三种适配指标相对而言受样本量影响较小，其指标均达到拟合标准，是较好的拟合指数。综合来看，SSS 量表因素理论结构模型与测量模型数据拟合良好，具有良好的结构效度。

表4 模型修正前后各适配指标值

3.2 脑卒中患者病耻感量表的理论分析

在理论上，脑卒中患者对疾病认知程度和社会对残障人士或脑卒中患者的态度以及了解程度会直接影响脑卒中患者的自我感知，从而导致患者自身因为疾病缺陷而变得自尊低下，社会交往中感到孤独，受到不公平的对待，进一步产生消极心理，可能会出现意识、躯体、情感等一系列改变。本研究的结果再次验证了脑卒中患者躯体障碍、社会交往、受歧视经历和自我感受4 个因素之间存在相互关系。修正后模型中检验结果中（见表3），社会交往对自我感受（H5）的直接效应为0.920，受歧视经历对自我感受（H6）的直接效应为0.771，皆比初始模型的路径系数有所提高，说明社会交往经历及患者周围人士的态度对脑卒中患者的自我感受具有重要的影响，家人朋友同事及照顾者对卒中患者的态度能够有效改变患者对自身疾病的认识和反应，因此应多鼓励脑卒中患者积极参与社会交往，提高患者家属及亲友对脑卒中的了解程度，指导其用正确的方式照顾患者，引导患者产生积极的心理反应，降低病耻感对患者引起的不良影响。修正后的检验结果中（见表3），躯体障碍对受歧视经历（H2）的直接效应为0.115，数值略偏低说明受歧视经历的产生除了躯体障碍这单一因素以外，可能还有许多其他因素会让患者产生受歧视的经历，躯体障碍对自我感受（H3）的直接效应为0.592，进一步证明了身体功能状态会对患者所体现的病耻感状态的内心感受造成直接影响，并很大程度的决定患者心理状态。根据初始检验结果显示（见表2），躯体障碍对社会交往（H1），社会交往对受歧视经历（H4）均可能是通过间接作用影响患者病耻感，其影响效应依次为0.104 和0.062，说明躯体障碍对社会交往、社会交往对受歧视经历的影响力是有限的，还有许多其他因素对患者的社会交往及受歧视经历产生影响。例如，研究表明［19］，脑卒中患者的抑郁程度与病耻感存在正相关关系，抑郁程度越深病耻感越高。卒中抑郁患者表现为心境低落，兴趣降低，抗拒与外界沟通，严重抑郁患者可能会产生自杀的严重后果。这表明不仅躯体障碍对社会交往的影响会产生病耻感，心理状态的改变也会对社会交往产生影响，从而产生病耻感。生存质量是另外一个对病耻感造成影响的因素［2］，生存质量与病耻感呈现了负相关，生存质量越低心理负面情绪越严重，病耻感程度越高。因此，在测量脑卒中患者病耻感水平，对脑卒中患者进行规范化管理的过程中需要采取更多的综合性评价措施，更多地关注患者抑郁倾向，提高并改善患者的生存质量，结合患者的文化程度、自理能力等因素进行具体及时的干预。

4 结论

本研究以脑卒中患者作为研究对象，选择在本市某三级甲等综合医院进行量表的应用。通过结构方程模型的验证性因素分析验证显示，脑卒中患者病耻感量表中躯体障碍、社会交往、受歧视经历和自我感受4 个因子的相互联系程度紧密，修正后的脑卒中患者病耻感量表模型拟合较好，可作为评估脑卒中患者病耻感水平的工具。但本次研究取样范围较为局限，仅在本市内某一家医院进行调查，抽样方法以便利为主，可能会出现选择偏倚，具有一定的局限性。未来研究将扩大量表的应用范围，制定更加严谨的抽样方法，以便提高量表的临床适用性和科学性。