凌培，朱雪嬌，倪珂，祝澤星，章琳

（杭州師范大學 護理學院，浙江 杭州 311121）

全球人口老齡化已是不可逆轉的發(fā)展趨勢，世界衛(wèi)生組織（World Health Organization, WHO）為有效應對人口老齡化以提高老年人的生活質量， 提出了“積極老齡化”的概念，即人到老年時，為了提高生活質量，使健康、參與和保障的機會盡可能發(fā)揮最大效應的過程[1]。 老年人的心理健康是其生存質量的重要組成部分，不容忽視。 有學者提出，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， 從而對老年人的身心健康產生負性作用[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、觀念上進行交流的過程[3]。 Williams 等[4]在1997 年基于溝通適應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感知到的差異， 之后該量表被應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]等國家的應用中均顯示了良好的信效度。 國內關于代際溝通的研究仍處于起步階段， 可見有自行設計的量表的測量代際溝通的現狀[9]，但信效度有待檢驗。 本研究旨在引進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后，嚴格遵循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理研究生分別獨立將量表翻譯成中文，再經課題組成員與2名譯者對2 個翻譯版本進行比對、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 進行獨立回譯，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，結合原作者的建議，將條目20“我應該具備應有的禮貌”改為“覺得禮貌是必須的”；將條目27“不像‘我自己’”改為“表現得不像平時的自己”形成中文版代際溝通感知量表C。

1.2 跨文化調適 邀請5 名專家根據理論基礎與實踐經驗，對形成的中文版代際溝通感知量表C 的語意、語言習慣、內容相關性等方面采用Likert 4 級評分法（非常相關=4，比較相關=3，弱相關=2，不相關=1）進行評定，以保證量表的內容對等性及文化適應性。 專家納入標準為：本科及以上學歷；中級及以上職稱；具有10 年及以上工作年限的老年醫(yī)學方向的專家、護理教育專家、護理心理專家。 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 預調查 2021 年8 月于杭州市朝暉社區(qū)選取符合正式調查的納入、 排除標準的老年人和年輕人各15 名進行預調查，請研究對象對量表內容的可理解性、清晰性、通俗性等提出相關建議。1.4 正式調查

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。 納入標準：（1）老年人：≥60 歲[11]；年輕人：14～35 歲[12]；（2）能自行表達，無溝通障礙者；（3）知情同意并自愿參加者。排除標準：（1）調查期間不在戶籍所在地者；（2）一戶人口中已有1 名接受本次調查者。

根據問卷調查樣本量一般為量表條目數的5～10 倍[13]，同時考慮到調查中可能出現的無效問卷導致的失訪率， 在估算出的樣本量基礎上額外增加20%。 即樣本量=[（量表條目數）×（5～10）]/（1-20%），本次調查共涉及32 個條目，估算所需樣本量為200～400名，最終納入樣本552 名，符合樣本量計算要求。 本研究已獲杭州師范大學護理學院倫理委員會批準（2022051）。

1.4.2 研究工具

1.4.2.1 一般資料調查表 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 個維度，共32 個條目：第1 部分包括不適應（13 個條目）與適應（6 個條目）2 個維度，不適應指年輕人對老年人有負面的刻板印象， 不關注老年人的需求。 適應指老年人支持、關心和鼓勵年輕人。 第2 部分包括尊重/義務（9 個條目）及回避（4 個條目），尊重/義務指有義務尊重老年人。 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，計算各維度均分，維度均分越高則表明研究對象越認同該維度。 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系，對兩類人群在每個維度的得分進行比較，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 由經統(tǒng)一培訓的7 名調查人員發(fā)放問卷， 首先使用統(tǒng)一的指導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， 問卷當場發(fā)放， 當場回收并檢查有無漏填項等。 有疑問處由調查人員給予解釋， 無法自行填寫者，由調查人員根據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 例進行重測， 計算2 次調查結果的相關性，以反映量表的重測信度。

1.6 統(tǒng)計學方法 采用SPSS 22.0 和AMOS 25.0 分析數據。 計數資料采用頻數、構成比描述；正態(tài)分布的計量資料采用均數±標準差描述。量表的項目分析采用臨界比決斷值（Critical ration，CR）；量表的結構效度采用探索性因子分析和驗證性因子分析， 量表的內容效度采用條目水平的內容效度指數 （itemcontent validity index，I-CVI）和量表水平的內容效度指數（scale-content validity index，S-CVI）評價；內部一致性信度通過各維度的Cronbach α 系數評價，重測信度采用組內相關系數進行評價。 檢驗水準α=0.05。

2 結果

2.1 跨文化調適 本課題組結合5 名專家的建議，對以下條目進行了討論修改， 將條目3 “過于關注我”改為“將他們的注意力集中在我身上”，使得條目的內容更加具體； 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)度還可以表現在各個方面的行為上，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”接受專家認為的“適應性”行為，認為在溝通中可能存在刻意的適應性的情感傾向，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，經原作者核實與原量表內容一致，最終形成中文版代際溝通感知量表。 預調查的量表條目和正式調查的量表條目一致。

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 項目分析 本組552 例研究對象按照代際溝通感知量表總分進行高低排序， 得分前27%納入高分組， 得分后27%納入低分組， 采用獨立樣本t 檢驗，評價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)計學意義（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 具有實際意義，在經課題組討論后予以保留。

2.4 效度分析

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

2.4.2 結構效度 老年人和年輕人均屬于被調查對象，因此樣本采用簡單隨機法將總樣本（n=552）隨機分為樣本1 和樣本2，分別進行探索性因子分析（n=267）和驗證性因子分析（n=285）評定結構效度[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行探索性因子分析，KMO 值為0.852，Bartlett’s 球形檢驗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的方法進行因子旋轉， 提取特征根＞1 的公因子。 若累及方差貢獻率＞50%，表明因子分析結果可靠[17]。 最終共提取7 個公因子，顯示累計方差貢獻率為64.19%，各條目的因子載荷量均＞0.4， 參考原問卷進行因子合并后能體現原量表的4 個維度，將因子2、因子5 與因子6 合并，命名為不適應，將因子3 與因子7 合并，命名為適應，將因子1 命名為尊重/義務，將因子4 命名為回避。 對因子合并后發(fā)現，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 驗證性因子分析 采用AMOS 25.0 對樣本2（n=285）進行驗證性因子分析，采用極大似然法對量表的擬合情況進行估計和檢驗。最終擬合結果為：相對卡方值（χ2/df）=1.419（P＜0.05），比較擬合指數（Comparative fit index，CFI）=0.971， 增量擬合指數（Incremental fit indices，IFI）=0.971，非規(guī)準適配指數（Tucker-Lewis index，TLI）=0.968， 近似誤差均方根（Root mean square error of approximation，RMSEA）=0.038。根據χ2/df≤3，RMSEA＜0.080，其余相對擬合指標＞0.9 的標準[18]，本模型的各項擬合指數達到參考標準。 見圖1。

圖1 驗證性因子分析結構方程模型

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用結果 552名研究對象在量表的4 個維度中得分最高的為尊重/義務維度。將研究對象按照年齡進行分組，比較2組受試對象4 個維度條目均分情況。結果顯示：不同年齡的研究對象，不適應維度條目均分比較，差異具有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）；不適應、尊重/義務及回避維度條目均分比較，差異均無統(tǒng)計學意義（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）

項目年齡（歲）14～35（年輕人）60～91（老年人）n 不適應適應尊重/義務回避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)計學意義（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。 該結果表明本量表具有較好的內容效度， 所測內容能夠較好反映測量人群的代際溝通的適應程度。結構效度的檢驗采用探索性因子分析，得到7 個公因子，后參考原問卷進行因子合并，能對應原相應維度，除條目27“表現得不像平時的自己”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，考慮具有一定的實際意義，能夠較好的反映測量人群的適應程度，因此予以保留。 本研究中驗證性因子分析結果顯示χ2/df≤3，RMSEA＜0.080，其余相對擬合指標＞0.9，說明模型的擬合度較好，適配指標均達標，提示樣本數據與理論模型的結構相 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果的一致程度或準確程度，反映其穩(wěn)定性、內在一致性和等同性[20]。 一般認為，Cronbach α系數在0.70～0.80 相當好，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 系數為0.829～0.966，表明量表具有良好的內部一致性，量表條目具有良好的同質性， 均反映了測試人群代際溝通時的適應程度。 重測信度＞0.7 則認為量表的穩(wěn)定性較好[22]。 本研究結果顯示，各維度的重測信度為0.886～0.919，表明量表具有較好的跨時間穩(wěn)定性。

3.4 中文版代際溝通感知量表的應用情況及其原因分析 中文版代際溝通感知量表應用結果發(fā)現4個維度中， 不管是老年人還是年輕人都最認可對老年人有尊重的義務[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“尊老愛幼”傳統(tǒng)文化密不可分。 同時本研究中量表初步應用結果顯示：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面的刻板印象， 年輕人不關注老年人的需求”[老年人 （4.57±1.49） 分vs 年輕人（4.09±1.45）分]，該結果也在對美國、日本、菲律賓、泰國人群的調查中得到了證實[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重的事件，從而產生負面的情緒。老年人和年輕人在適應、尊重/義務和回避維度均分存在一定的差異，但結果尚未呈現統(tǒng)計學意義，如維度2適應[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果顯示兩類人群調查結果存在顯著差異[5-8]不一致，可能和調查樣本的不同文化背景有關，也可能和本研究樣本量代表性的局限性有關， 有待今后在中國社區(qū)擴大樣本量后進行該結果的進一步驗證。

4 本研究的局限性及展望

由于受到時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)的人群中進一步驗證中文版代際溝通感知量表的科學性和實用性。