生活质量量表（精选7篇）
生活质量量表 篇1
摘要：目的:研制妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表,并对量表的信度、效度、反应度及可行性进行考评。方法:经过重要性评分、统计筛选等过程研制量表;通过对192例妇科肿瘤患者配偶进行调查,采用因子分析法和相关分析法对量表进行条目筛选确定正式量表,最后对正式量表进行全面心理测量学检测。结果:量表各项指标均达到心理测量学标准:重测信度系数(r)为0.733,Cronbach'sα为0.871,结构效度因子分析提取9个公因子,与预想结构吻合。健康教育前后反应度差异有统计学意义;可接受度测试回收率96.7%,有效率93.7%。结论:妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表是一种全新的实用性、科学性的性生活测量工具。
关键词：性生活质量,量表,妇科肿瘤,配偶
近年来,妇科肿瘤发病率逐年增加,并呈年轻化趋势。妇科肿瘤主要以手术治疗为主,手术可不同程度影响患者及其配偶的性生活质量[1]。而性生活质量又是年轻人生活质量中非常重要的一部分,评价患者及患者配偶的性生活质量是除生存期、治愈率外反映治疗效果的重要工具。目前为止,国内外开发的性生活质量量表对妇科肿瘤患者的配偶均缺乏针对性及整体性,对其配偶的研究只局限在心理健康水平及心理体验方面。为此,本研究根据量表开发的一套程序和方法,编制适合我国文化的妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表,并测定量表的信度、效度、反应度和可行性,以期为妇科肿瘤患者配偶的性生活质量评价提供标准化的测量工具。现将研制量表的考评结果报道如下。
1资料与方法
1.1 一般资料
采用方便抽样的方法,对2007年7月至2010年11月243例在重庆医科大学附属第一医院接受治疗的妇科肿瘤患者配偶进行调查,回收有效问卷223例(其中包括31例预实验)。所有患者中宫颈癌52例,卵巢肿瘤48例,子宫肌瘤107例,妊娠滋养细胞肿瘤16例。其中153例为手术后患者,占68.6%,行次全子宫切除术13例,全子宫切除术14例,卵巢肿瘤剥除术19例,宫颈癌根治术23例,全子宫及附件切除术24例,子宫肌瘤剔除术26例,单纯附件切除术30例,其他手术方式4例。患者配偶中年龄最大55岁,最小20岁,平均39.2±8.04岁,30岁以下38人(17.0%),30～39岁67人(30.0%),40～49岁101人(45.3%),50～55岁17人(7.6%);文化程度小学及以下33人(14.8%),中学64人(28.7%),高中及中专53人(23.8%),大专及大专以上73人(32.7%);要求配偶有一定的阅读能力并对本研究知情同意。
1.2 方法
1.2.1 预测量表的建立
主要步骤为:①在由课题组对医护人员、患者及其配偶进行访谈的基础上,阅读和分析相关文献,从对妻子所患疾病的认识、对妻子患病后的心理反应等11个方面提出供筛选条目池65个。②由课题核心小组对以上供筛选条目池先后进行3轮反复讨论,参与讨论的核心小组成员包括社会学、心理学、护理学、妇产科学、性学等方面的专家和学者15人;核心小组成员对量表条目的表面效度、语言表达、编排顺序进行评价,认为可删除性交和爱抚两个维度及相对不重要或针对性不强的条目,对所患疾病的认识和配偶间总体关系方面应更详细化,经反复修改,初步形成包含49个条目的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表预测问卷。③对31例妇科肿瘤患者配偶进行小范围预调查,根据测试和统计分析结果,进行调整和筛选,最终得到包含43个条目的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表测试版。
1.2.2 正式量表的建立
对192例测试对象使用测试版进行性生活质量测评,对测试量表进行再筛选,形成妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表正式版。条目筛选方法参照文献[2]:①应答率法: 删除应答率低于85%的条目;② 因子分析法: 删除在各个因子上负荷值均<0.35的条目。根据2种方法删除不符合要求的条目。结果显示,妻子所患的疾病传染性相关系数为0.29、兴趣爱好0.25、总是争吵0.31;因子分析中以上4个条目经正交旋转后,其因子负荷均小于0.4,故剔除以上4个条目,最后保留39个条目形成正式量表。
1.3 量表评分方法
各条目均采用4级评分法,所有条目均为负向条目(评分等级越高,表明性生活质量越差),直接根据原始得分等级计1～4分,将各个维度所包含的条目得分相加得到该维度的得分,各维度得分相加得到总量表得分。
1.4 量表的心理学测试及统计学方法
重测信度采用随机抽样法抽取30例患者于7天后再次测量,对前后2次量表各维度得分及总分进行配对t检验,采用Spearman相关分析重测信度系数。Cronbach′s α来反映各个维度及总维度的内部一致性信度。抽取前15例样本进行折半信度测定。问卷结构效度的检验采用因子分析法和相关分析法。反应度以32对患者及配偶健康教育前后得分的配对t检验结果表示,其中健康教育采用一对一的方法进行,内容涉及疾病的相关知识、促进疾病康复的方法及情绪管理的方法等。全部资料运用SPSS 13.0软件进行统计分析。
2结果
2.1 量表可行性
发放量表时,测试者已与患者及其配偶建立了信任关系,并保证对其结果保密,第2轮测试共发放问卷212份,回收205份,回收率96.7%,其中有效问卷192份,有效率为93.7%。随机抽取32份受试者,对自填量表所需时间进行测量,为10.52±4.53分钟。
2.2 信度
采用Spearman相关对其配偶(n=30例)两次测量结果进行分析,结果显示9个分维度及总维度的重测信度系数r为0.714～0.911,P>O.05。内部一致性信度(Cronbach′s α)在0.717～0.810,总量表的Cronbach′s α为0.871。9个维度的分半信度在0.628～0.858,总量表的分半信度是0.850。见表1。
2.3 效度
2.3.1 内容效度
该量表基本反映了性生活质量的内涵,严格按照程序化方式进行条目筛选,所得的量表经过8位专家3轮评议,认定该量表的内容效度符合设计和应用要求。
2.3.2 结构效度
相关分析结果显示:各条目得分与其所属亚领域的相关系数(r)均在0.5以上,其中r值在0.7以上的占62.56%;各条目与其所属亚领域及领域的相关系数均明显大于与其他维度的相关系数。丈夫对妻子所患疾病的认识、妻子患病后丈夫的心理反应、手术对性生活的影响、配偶间总体关系、性关系、性欲、性高潮、性困难、性满意度与量表总得分的相关系数分别为0.609,0.656,0.721,0.587,0.646,0.554,0.543,0.586,0.622。因子分析结果显示:提取9个公因子(维度),累计方差贡献率为66.9%,进行正交旋转后发现,各个公因子基本上代表了一个领域,各个公因子的方差贡献率,以及各个条目在所属公因子上的因子负荷详见表2。
注:仅保留因子载荷>0.4的值
2.4 量表反应度
见表3。
由表3可见,健康教育2个月后配偶总维度得分均较基线得分降低,差异有统计学意义(P<0.05);分维度中,除配偶关系、性关系、性高潮3个维度外,其余6个维度得分均较健康教育前降低,差异有统计学意义(P<0.05)。
3讨论
目前为止,国外开发的反映男性性功能状况的量表[3]有国际勃起功能评分量表(ⅡEF-EF)、亚利桑那性经验量表(ASEX)、性经验量表(SEX-Q)、修正性生活质量量表(mSLQQ-QoL)、勃起功能障碍治疗满意度调查表(TSS)。而国内学者开发的性生活质量量表多采用访谈法或自行设计问卷,如戴继灿[4]介绍的性生活质量调查表(SLQQ),是用来测量勃起功能障碍患者及其伴侣性生活质量和对治疗满意度的自我报告式量表,以及中国早泄患者性功能评价表(CIPE)[5],均不能很好地反应国内妇科肿瘤患者配偶的性生活质量。
3.1 信度
信度是指量表测量的可靠性、准确性和稳定性。本研究从内部一致性信度、分半信度、重测信度三方面来评价。内部一致性信度采用Cronbach′s α系数来测量,各分维度在0.717～0.810,总量表0.871,说明量表各维度内部一致性较好。9个分维度及总维度的重测信度系数r为0.714～0.911,均大于0.7的标准[6],有较好的重测信度,说明量表有较好的稳定性。另外,9个维度的分半信度在0.628～0.858,总量表的分半信度是0.850,说明量表分半信度较好。由此可认为该量表有较好的信度。妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表正式量表的建立测试样本量为223例,为问卷条目的5.72倍,符合量表编制的要求[7]。
3.2 效度
效度是指测量的准确度、有效性和正确性,意在反映某测量工具是否有效地检测它所打算测定的内容[8]。本研究从内容效度、结构效度2个方面进行考核。内容效度方面,在文献复习心理学、性学、社会学等相关知识和妇科肿瘤疾病临床知识的基础上,经过3轮专家反复讨论、筛选、统计学分析,从65个与性生活质量相关的供筛选条目中筛选出39个条目组成的妇科肿瘤患者配偶性生活质量量表正式版。该量表覆盖面广,包括了影响性生活质量的丈夫对妻子所患疾病的认识、妻子患病后丈夫的心理反应、手术对性生活的影响、配偶间总体关系、性关系、性欲、性高潮、性困难、性满意度等9个维度,且其中妻子患病后丈夫的心理反应、配偶间总体关系、性困难、丈夫对妻子所患疾病的认识、手术对性生活的影响5个亚领域的各条目均形成独立完整的公因子,且载荷系数较大;这些方面正是严重影响妇科肿瘤患者配偶性生活质量的最直接、最普遍的问题,表明本量表可比较准确地反映妇科肿瘤患者配偶性生活质量状况,具有良好的内容效度。结构效度方面,采用因子分析提取9个公因子,各个公因子基本上代表了一个领域,与理论构想9个维度相符合,且9个公因子累计能解释66.9%的变异,大于50%的标准;除了婚姻后悔度、手术对性功能的影响(分别为0.487、0.471)2个条目外,其余各条目均大于0.5,达到中高负荷强度指标,由此可见该量表的结构效度较好。
3.3 反应度
反应度是指量表能测出自我管理行为微小改变的能力[9]。除配偶关系、性关系、性高潮3个维度外,健康教育2个月后配偶总维度及其余各维度得分均低于教育前,差异有统计学意义。原因可能如下:①受中国传统文化的影响,性生活质量对受试者来说是一个隐私问题,受试者多羞于口头提及。②健康教育者多为年轻护士,且部分护士为未婚女性,对患者及其配偶的健康教育措施欠到位。③目前尚缺乏有效的、系统性的健康教育措施及流程。因此,对患者及配偶进行性生活相关健康教育时,应选择年龄稍长的专业人员,并与患者及其配偶建立良好的信任关系,进一步规范性生活健康教育方法和流程,为妇科肿瘤患者及其配偶提供切实可行的干预措施,以提高患者及其配偶的生活质量。
3.4 可接受度
可接受度是指量表被患者接受的程度。本次试验问卷回收有效率高达96.7%,且该量表条目数量适中,层次清晰,通俗易懂,语言简练,被测试者一般在6～15分钟内即可完成,可操作性较强,说明该量表具有可接受性和可行性。
3.5 存在的不足
由此可见,妇科肿瘤患者配偶性生活质量测定量表具有良好的信度、效度和反应度,是一种全新的实用性、科学性的性生活测量工具。但本次试验所选择的样本来自省级城市三级甲等医院妇科病房、门诊,采用调查方式为当场发放及邮寄问卷的形式,受试者受教育文化程度较高,对农村及文化程度较低的妇科肿瘤患者配偶的测定会受到一定限制。本研究对发放量表人员素质及与患者的信任关系方面有一定的要求。由于在本研究领域还没有信度、效度等方面相对较成熟的量表,故本研究未能做校标效度的考评,因此还需进一步研究。
参考文献
[1]谢莉玲,刘欣彤,卞度宏.宫颈癌根治术后患者配偶的性生活质量及影响因素研究[J].实用妇产科杂志,2009,25(7):410-412.
[2]万崇华,高丽,李晓梅,等.慢性病患者生命质量测定量表体系共性模块研制方法(一)条目筛选及共性模块的形成[J].中国心理卫生杂志,2005,19(11):723-726.
[3]Mulhall JP,King R,Kirby M,et al.Evaluating the sexual experience in men:validation of the sexual experience questionnaire[J].Sex Med,2008,5(2):365-376.
[4]戴继灿.改良的性生活质量调查表介绍[J].中国男科学杂志,2005,19(6):71-72.
[5]袁亦铭.中国早泄患者性功能评价表对早泄患者的多维评估[J].中国男科学杂志,2003,17(5):302-306.
[6]杨瑞雪,潘家华,万崇华,等.高血压患者生命质量量表研制及评价[J].中国公共卫生,2008,24(3):266-268.
[7]Anonymous.Assessing health status and quality of life instrum ents:attributes and review criteria[J].Qual Life Res,2002,11(3):193205.
[8]德威利斯RF.量表编制理论与应用[M].魏勇刚,龙长权,宋武,译.重庆:重庆大学出版社,2004:147-150.
[9]任洪艳,唐萍,赵庆华.冠心病自我管理量表的开发和评价[J].第三军医大学学报,2009,31(11):1087-1090.
生活质量量表 篇2
2005年王乐三等[1]根据WHO对生存质量的定义构建了适合中国社会和文化背景的2型糖尿病患者生存质量量表DMQLS(quality of life scale for patients with Type 2 diabetes mellitus)。该量表包括疾病、生理、社会、心理、满意度5个维度共87个条目。应用DMQLS对236名2型糖尿病患者进行测试,结果显示该量表具有良好的信、效度和区分度。它的研制成功,为我国2型糖尿病患者临床疗效的评价和临床治疗方案的选择提供一个有效的工具。但该量表条目数过多,影响患者的依从性。因此,修订一份适合我国2型糖尿病患者的更为简洁的生活质量表很有必要。在此基础上,本课题在国家”十五”国家科技攻关项目”老年疾病医疗后果评价系统的研究”总体设计方案的指导下尝试修订适合我国国情的2型糖尿患者生存质量量表,删除冗余条目,将条目减至一半左右。使量表更加简便、易行,提高患者的接受度。使修订后的量表信息量基本不变,更好的服务于临床2型糖尿病患者生活质量评价和临床疗效的考核。
1 对象与方法
1.1 研究对象
按照1999年WHO推荐的糖尿病诊断标准[2,3]选择知情同意的2型糖尿病患者。采用分层随机抽样的方法,按照患者来源将患者分为3层:门诊患者、住院患者和社区患者,再从中进行随机抽样。门诊和住院患者在长沙市省级三甲医院医院内分泌科随机抽取,社区患者在长沙市随机抽取一个社区,再从该社区随机抽取患者。剔除被诊断为2型糖尿病以外的其他型的糖尿病患者,以及分型诊断不明的患者;糖尿病前期的患者;新发患者即确诊时间小于1个月的患者;合并进展性或系统性疾病或精神疾病或合并妊娠或哺乳的患者;神志不清,无法表达自己内心感受的患者。本研究现场调查时间为2008年9~12月。获得有效样本数201人。
1.2 研究方法
1.2.1 量表的修订方法
采用Delphi专家咨询法[4~8]、t检验法、离散趋势法、相关系数法(3种)、克朗巴赫系数法、逐步回归法、聚类分析法、判别分析法、因子分析法联合对条目进行筛选。达到以上11种筛选方法中任意一种的删除标准记1分,累计得分达到6分或以上的条目考虑删除。具体如下:
(1)Delphi专家咨询法:经2、3轮专家咨询后,考察专家意见的协调程度达到规定的标准后(变异系数V<0.3,专家意见协调系数W在0.4~0.5的范围),考虑删除专家重要性评分得分较小的后50%的条目。
(2)t检验法:将受试对象按总得分高低排序,得分最高的27%个体组成高分组,得分最低的27%个体组成低分组,以t检验比较各条目高分组与低分组的得分,差别无统计学差异的条目考虑删除。
(3)离散趋势法:采用标准差来反映离散趋势,标准差<1的条目考虑删除。
(4)相关系数法:相关系数法1:删除条目得分与量表总得分的pearson相关系数<0.5的条目;相关系数法2:删除条目得分与本维度得分的pearson相关系数<0.6的条目;相关系数法3:删除条目得分与其他维度得分两个或以上Pearson相关系数>0.4的条目。
(5)克朗巴赫系数法:计算每一维度的克朗巴赫系数,去掉其中任意一条目后的克朗巴赫系数进行比较,删除每个维度中克朗巴赫系数升高或降低较小的后50%的条目。
(6)逐步回归法:以每个维度的总分为因变量,以相应的指标进行逐步回归分析(α入=0.01,α出=0.05),删除每个维度逐步回归分析结果中未被纳入回归方程的条目。
(7)聚类分析法:采用系统计聚类对各条目进行聚类分析(R聚类),把条目聚成一定数目的类别,然后在每一类中选择代表性好的条目作为入选条目。
(8)判别分析法:采用逐步判别分析(α入=0.15,α出=0.15)删除不能去区分出患者和正常人,门诊患者、住院患者和社区患者的条目。
(9)因子分析法:采用主成份因子分析法,经方差最大旋转后按特征值>1提取初始因子,考虑删除每个因子中荷载最小的后50%的条目。
1.2.2 修订后量表的考评信度分析:
(1)重测信度:随机抽取30名患者于首次测量后1周进行第2次测量,计算前后两次各维度及量表总得分的Pearson相关系数。
(2)内部一致性信度:计算量表及各维度的Cronbach'sα系数,考察量表的内在一致性。
(3)分半信度:将量表及各维度分成对等的两半后,计算两部分的Pearson相关系数,考察量表跨条目的一致性。
效度分析:
(1)结构效度:通过2方面考察量表的结构效度。探索性因子分析:考察量表的结果和设想的结构是否相符合;相关性分析:考察个维度之间,维度与量表总分之间的相关程度。
(2)效标关联效度:由于缺乏公认权威的2型糖尿病患者生活质量量表,本研究以适用我国糖尿病患者生活质量测评,具有良好的信效度、敏感性和可行性的普适性量表SF-36作为效标考察考察DMQLS的效标关联效度[9]。
(3)区分效度:本研究从3个方面考察本量表的区分效度:能否区分2型糖尿病患者和非患者生活质量的差异;能否区分住院、门诊、社区三类不同来源的患者生活质量的差异;将患者按年龄划分为<50岁、50~59岁、60~69岁、>70岁4个年龄组,能否区分4个年龄组生活质量的差异。
1.3 统计学处理
采用Epi Data3.02建立数据库,采用SAS9.1.3、SPSS13.0统计软件包对数据进行统计分析。主要统计方法包括:t检验、方差分析、检验、Pearson相关分析、判别分析、聚类分析、多元线性回归分析、因子分析等。所用的统计检验均采取双侧检验,如无特殊说明,P值小于或等于0.05被认为所检验的差别有显著性。
2 结果
2.1 条目的修订结果
达到11种条目筛选方法剔除标准的条目数:Delphi专家咨询法(45条)、t检验法(6条)、离散趋势法(条39)、相关系数法1(44条)、相关系数法2(49条)、相关系数法3(63条)克朗巴赫系数法(43条)、逐步回归法(43条)、聚类分析法(46条)、判别分析法(53条)、因子分析法(46条),其中累计得分达到6分以上的条目共48条。最后确定DMQLS修订版的条目数为39条。
2.2 DMQLS修订版的考评
2.2.1 信度分析
重测信度:首次测量后1周进行重测,用DMQLS修订版两次测量总分的相关系数为0.956,各维度得分的相关系数为0.873~0.966,结果见表1。
内部一致性信度:
DMQLS修订版总分的Cronbahach'α系数为0.936,各维度的Cronbahach'α系数介于0.788~0.893,结果见表2。
分半信度:
DMQLS修订版分半信度为0.780,各维度的分半信度介于0.541~0.830,结果见表2。
2.2.2 效度
结构效度:采用主成份因子分析,经方差最大旋转后按特征值>1提取11个公因子,累计方差贡献率为70.732%。11个公因子分别属于5个维度,各维度所包含的因子与理论构想基本一致。其中疾病维度包括躯体不适、对疾病的担心忧虑、饮食及体重的控制3个因子共12个条目,累计方差贡献率为22.723%;生理维度包括躯体活动、精力及性生活、食欲3个因子共8个条目,累计方差贡献率为15.333%;心理维度包括情绪情感1个因子共7个条目,累计方差贡献率为12.633%;社会维度包括社会角色活动1个因子,累计方差贡献率为8.671%;满意度维度包括治疗、医疗服务满意度、生活满意度、健康满意度3个因子,累计方差贡献率为11.493%。各因子经方差最大旋转后的结果及量表、维度构成见附图。
各维度间相关系数届于0.317~0.699,各维度与总分间相关系数为0.636~0.829,结果见表3。
注:覮P<0.01
效标关联效度:DMQLS总分与SF-36总分的相关系数为0.786,DMQLS各维度与SF-36各维度的相关系数为0.152~0.670(均P<0.05),见表4。
区分效度:不同来源患者(门诊、住院、社区3组)量表得分经单因素方差分析显示均有统计学差异,结果见表5。进一步进行组间两两比较(SNK法),按Q=0.05水准,疾病维度、生理维度、满意度维度和量表总分3组得分各不同,均有统计学差异(P<0.05),社区患者得分最高,住院患者得分最低。心理维度、社会维度和普适量表得分,门诊和社区患者无差别,均高于住院患者(P<0.05)。
注:1)P<0.05;2)P<0.01
不同年龄组:以单因素方差分析比较不同年龄组量表得分,结果显示各年龄组在疾病维度和心理维度有统计学差异,在生理维度、社会、满意度维度、普适量表和总分得分均无统计学差异,进一步进行组间两两比较(SNK法),按Q=0.05水准,疾病维度和心理维度“70岁~”组得分高于其他3组(P<0.05),“50岁~”组与“60岁~”组无统计学差异,“<50岁”组得分低于其他各组(P<0.05),结果见表6。
患者和非患者:以年龄和文化程度为匹配条件,30对2型糖尿病患者和非患者的量表的得分经配对t检验显示:两人群在各维度得分、普适量表得分及总分均有统计学差异,非患者组各维度得分及总分均高于患者组。结果见表7。
3 讨论
生命质量测定量表制定中的最关键的问题就是条目筛选,也是本课题的核心问题,决定了本次修订的质量。在广泛查阅文献,总结各种条目筛选的方法后,本课题采用了11种条目筛选方法包括Delphi专家咨询法、t检验法、离散趋势法、相关系数法(3种)、克朗巴赫系数法、逐步回归法、聚类分析法、判别分析法、因子分析法。以上各种方法各有优缺点,Delphi专家咨询法属于主观评价法,是从重要性和确定性角度进行指标筛选,易受被咨询者知识背景和对生活质量含义理解不同或理解歧义的影响[10]。本课题待修订的量表包含了疾病、生理、心理、社会、满意度五个维度,每个维度代表了不同学科的知识,因而在专家组的选择上应尽量包含这五个方面的专家,充分发挥不同专家在各自领域的代表性和权威性。本次咨询专家组包括了内分泌科学、护理学、临床心理学、流行病学、卫生统计学、社会医学与卫生事业管理学、6个学科专业,各个学科专家分布比较合理。考虑到患者的实际需求以及对2型糖尿病患者生活质量量表测试版各条目理解的角度与以上专家不一致,特邀请2名初中以上文化,患2型糖尿病时间超过十年的患者作为专家咨询对象。符合专家选择全面性、广泛性、代表性、和权威性的原则。
t检验法、离散趋势法、相关系数法、克朗巴赫系数法、逐步回归法、聚类分析法、判别分析法和因子分析法是基于对调查结果的统计分析得出,属于客观评价法。其中。相关系数法、因子分析法、聚类分析法都是利用数据的相关结构从独立性和代表性角度筛选条目。相关性分析适应性较广,但未考虑到多指标间的相互影响及量表的结构,因子分析较好从指标间的相互影响及量表的结构角度筛选条目,同时使用这两类方法可以互相补充,使筛选结果更为合理可靠。t检验法、变异系数法、判别分析法、逐步回归分析法是利用数据的变异结构从敏感性和重要性角度筛选条目。变异程度大的指标才可能在逐步判别和逐步回归分析中被选入,但是变异系数法未考虑到多指标间的交互影响,逐步判别和逐步回归分析可以很好的弥补这一点。此外,变异系数大小的判断有一定的主观性,而t检验法、判别分析法、逐步回归分析法是基于假设检验的客观推断。克朗巴赫系数法是从内部一致性角度对条目进行筛选,使量表内部一致性较高或稳定性较好的条目多数被入选。因此,克朗巴赫系数法从稳定性和内部一致性的角度保证了入选条目的质量。以上不同方法的联合使用,既做到了主观客观的结合,又使不同方法的优缺点很好的互补,使数据信息得到了最大限度的利用。基本符合条目筛选应遵循重要性大、敏感性高、独立性强、代表性好、确定性好的原则。
关于DMQLS修订版的考评,本研究从量表的信度和效度两方面对修订后的量表进行考评。信度考评:修订后量表重测相关系数0.956,Cronbach'sα系数为0.936,分半信度为0.780,与同类生活质量量表相近。各维度的重测相关系数为0.873~0.966,各维度的Cronbach'sα为0.788~0.893,各维度的分半信度为0.541~0.830。按公认的标准:重测信度>0.7,Cronbach’sα系数>0.8为量表信度较好[11]。从结果可知本次修订后量表具有较好的信度。效度考评:本研究从结构效度、效标关联效度和区分效度3个方面考察量表的效度。结构效度:经探索性因子分析经方差最大旋转后按特征值>1提取11个公因子,累计方差贡献率为70.732%,因子分析的结果和与理论构想基本一致。方差贡献率最大的为疾病维度,其方差贡献率为22.723%,其次为生理维度,其方差贡献率为15.333%。可见糖尿病疾病特异性的症状、体征、治疗负作用以及其对生理功能的限制影响是影响糖尿病患者生活质量的主要方面。效标关联效度:本研究以经验证适用我国糖尿病患者生活质量测评的普适性量表SF-36作为效标,考察修订后量表生理、社会、心理、满意度4个维度的有效性。修订后量表与SF-36总分的相关系数为0.776,说明修订后量表具有良好的效标关联效度。区分效度:从不同来源的患者、不同年龄组的患者、患者和非患者3个方面考察修订后量表的区分效度。DMQLS修订版在总分及各维度得分均能区分不同来源患者和已知的患者和非患者,在疾病维度、心理维度可以区分不同年龄段的患者的生活质量,在生理维度、社会维度、满意度维度和量表总分尚不能区分不同年龄段的患者。提示量表具有良好的区分效度。年长的患者在心理维度的得分高于年轻患者,可能的原因有:因为年轻糖尿病患者由于其工作和家庭责任较重,生活压力大,糖尿病对其心理状况和社会关系造成影响也较严重,因而导致年轻的患者在心理维度得分低于年长的患者。另外,病程长的老年患者心理维度得分较高,这可能与老年人对慢性疾病的心理适应能力较强有关。不同年龄组在生理维度、社会维度、满意度维度和量表总分无统计学差异,其可能原因是:本次调查的人群>50岁的占大多数,基本处于退休或即将退休的年龄阶段,基于中国的国情,这样的患者一般有相对稳定的工作,生活习惯比较固定,相对年轻人参加的社会活动也较少,对生理、社会及满意度方面的要求基本相似。
经信度、效度考核DMQLS修订版是可靠、有效灵敏的。它与DMQLS试用版相比更为简便易行,易被患者接受。DMQLS修订版与原量表信度、度效度基本一致,二者具有等价性,可以替代原量表进行2型糖尿病患者生活质量的测量。
摘要：目的对国内王乐三等开发的2型糖尿病患者生存质量量表(DMQLS)进行修订。方法对201例患者进行测试,经Delphi专家咨询法、t检验法、离散趋势法、相关系数法、克朗巴赫系数法、逐步回归法、聚类分析法、判别分析法、因子分析法联合对条目进行筛选修订。结果构建成了2型糖尿病患者生存质量量表修订版共39个条目,DMQLS修订版一周重测信度为0.956,Cronbach'sα系数为0.936,分半信度系数为0.780。因子分析提取11个公因子。DMQLS修订版与SF-36总分的相关系数为0.786。DMQLS修订版能较好地区分不同来源的患者,2型糖尿病患者和非2型糖尿病患者。结论DMQLS修订版具有良好的信度、效度,能替代原量表。量表的修订方法科学、有效。
关键词：量表,2型糖尿病,生活质量,修订
参考文献
[1]王乐三,孙振球,蔡太生,等.2型糖尿病患者生活质量量表的研制与考评.中南大学学报(医学版),2005,30(1):21-27.[1]WANG LS,SUN ZQ,CAI TS,et al.Development and evaluation of quality of life scale for patients with Type2diabetes mellitus[J].Journal Central South University(Med Sci),2005,30(1):21-27.Chinese
[2]IK TAN.Revised Criteria for diagnosis and classification of diabetes mellitus,Asia pacific analyte notes.2000,6(2)2.
[3]钱荣立.关于糖尿病的新诊断标准和分型[J].中国糖尿病杂志,2000,8(1):5-6.[3]QIAN RL.New criteria of diagosis and typing of diabetes mellitus[J].Journal of Clinical Internal Medicine,2000,8(1):5-6.Chinese
[4]王静,韩新民.Delph法及其在中医证候学中的应用[J].山西中医,2007,23(5):75-77.[4]WANG J,HANG XM.Method of Delphi and Its Application inSubject of TCM Syndrome[J].Shanxi Journal of Traditional Chinese Medicine,2007,23(5):75-77.Chinese
[5]史静琤,蔡太生,彭敏宁.良性前列腺增生症患者专用生活质量量表的编制[J].中南大学学报(医学版),2005,3(1):28-31.[5]SHI JZ,CAI TS,PEN MN,et al.Development of the quality of life scale specific for patients with benign prostatic hyperplasia[J].Journal Central South University(Med Sci),2005,3(1):28-31.Chinese
[6]秦浩,陈景武.医学量表条目的筛选考评方法及其应用[J].中国行为医学科学,2006,15(4):375-376.[6]QING H,CHEN JW.Medical scale for evaluation method and its application[J].Chinese Journal of Behavioral Medical Science.2006,15(4):375-376.Chinese
[7]郝元涛,孙希凤,方积乾,等.量表条目筛选的统计学方法研究[J].中国卫生统计,2004,21(4):209-211.[7]HAO YT,SUN XF,FANG JQ,et al.The Study of Statistical Methods Used for Item Selection[J].Chinese Journal of Health Statistics,2004,21(4):209-211.Chinese
[8]郭燕芳,史静琤,胡明,等.良性前列腺增生症患者生活质量量表的修订与考评-量表的修订及条目筛选方法[J].中国卫生统计,2007,24(5):453-455.[8]GUO YF,SHI JZ,HU MING,et al.Revision and Validation of the Qualitfy-of-life Scale for Chinese Patients with Benign Prostatic Hyperplasia[J].Chinese Journal of Health Statistics,2007,24(5):453-455.Chinese
[9]王文绢,施侣元,王克安.SF-36量表在DM和IGT患者生命质量研究中的信度、敏感性和可行性评价[J].现代康复,2000,4(4):544-545.[9]WANG WJ,SHI LY,WANG KA.Evaluation on reliability,sensitivity and feasibility of SF-36instrument with the quality of life in DM and IGT[J].Modern Rehabilitation,2000,4(4):544-545.Chinese
[10]KIKUO OKALMURA,KATOSHI USAMI,KATSUSHI NAGAHAMA,et al.Quality of Life"Assessment of Urination in elderly Japanese men and women with some medical Problems using international Prostate symptomscore and King's Health Qestionaire[J].Eur Urol,2002;41:411-419.
生活质量量表 篇3
生活质量 ( quality of life, QOL) 又称生命质量或者生存质量, 世界卫生组织 ( WHO) 对其定义为“不同文化和价值体系中的个体与他们的目标、期望、标准及所关心的事情有关生活状况的体验”[1]。作为一个全面评价个体生活状况的综合指标, 生活质量在健康评价、临床试验效果评价及卫生需求评价等多方面得到了广泛运用[2,3,4]。近年来, 大学生的生活质量也受到了学者和社会的广泛关注[5,6]。SF-36简明健康量表 ( MOS item short from health survey, SF-36) 作为对大学生生活质量进行评价的普适性量表之一, 在大学生生活质量的研究中得到一定程度的运用[7]。为了探讨SF-36量表在大学生群体中的适用性, 本文将其用于大学生生活质量的考评, 对量表的信度和效度进行测试。
1 对象与方法
1.1对象在南通大学医学、教育学、工学、文学、经济学及管理学等专业中随机抽取88个班级的在校大学生, 共发出问卷2 886份, 回收有效问卷2 762份, 有效率为95.7%。其中男生1 157名 ( 41. 89%) , 女生1 605名 ( 58. 11%) ; 一至五年级人数分别为1 255人 ( 45.44%) , 621人 ( 22.48%) , 676人 ( 24.47%) , 163人 ( 5.90%) 和47人 ( 1.70%) ; 专业分布为医学899人 ( 32.55%) , 教育学303人 ( 10. 97%) , 工学574人 ( 20.78%) , 文学299人 ( 10. 82%) , 经济学244人 ( 8.83%) , 管理学350人 ( 12.67%) , 其他专业93人 ( 3.37%) 。平均年龄为 ( 20.64±1.19) 岁, 年龄范围17~ 28岁。
1.2 方法 辅导员将被抽取到班级的所有学生统一 集中到教室, 由调查员分发问卷, 并对问卷条目进行详细解释。被调查者自行填写问卷, 由调查员统一审核、回收。调查内容包括两部分, 第一部分为被访对象的一般情况, 如年龄、性别、年级及专业等; 第二部分为中文版SF-36简明健康调查问卷。SF-36由36个条目组成 ( 1.总体健康状况; 2.重体力活动; 3.适度活动; 4.手提日杂用品; 5.上几层楼梯; 6.上一层楼梯; 7.弯腰、屈膝、下蹲; 8.步行1500 m的路程; 9.步行800 m的路程; 10.步行100 m的路程; 11.自己洗澡、穿衣; 12.减少工作或其他活动时间; 13. 本来想要做的事情只能完成一部分; 14.想要做的工作或活动的种类受限制; 15.完成工作或其他活动有困难; 16.减少工作或其他活动的时间; 17.本来想要做的事情只能完成一部分; 18.做工作或其他活动不如平时仔细; 19.过去4周内, 因为身体健康或情绪不好在多大程度上影响了与家人、朋友、邻居或集体的正常社交活动; 20.过去4周内, 身体上疼痛; 21.过去4周内, 身体上疼痛影响正常工作; 22.觉得精力充沛; 23.觉得精神紧张; 24.觉得垂头丧气, 不能振作; 25.觉得平静; 26.觉得生活充实; 27. 情绪低落; 28.觉得精疲力尽; 29.觉得快乐; 30.感觉疲劳; 31.健康限制了社交活动; 32.好像比别人容易生病; 33.与认识的人一样健康; 34.认为健康状况在变坏; 35.自认健康状况非常好) , 包括生理功能 ( PF) 、生理职能 ( RP) 、躯体疼痛 ( BP) 、一般健康 ( GH) 、活力 ( VT) 、社会功能 ( SF) 、情感职能 ( RE) 及精神健康 ( MH) 8个维度; 另外还包含一项健康变化 ( HT) 条目, 用于评价过去1 a内健康状况的总体变化情况[8]。
1.3统计学处理应用EpiData 3.1进行数据录入, SPSS 17.0进行统计分析。分别计算Guttman Split- Half系数和Cronbachα系数评价量表内部信度, 应用因子分析法和相关分析法评价量表效度。
2 结果
2.1 信度评价
2.1.1分半信度将量表所有条目按题号奇偶顺序分半, 分别计算两部分各自的信度, 并计算两部分的相关系数, 以检验量表跨条目的一致性。其Guttman Split-Half系数为0.930。
2.1.2 内部一致性 量表总条目的 Cronbach α 系数 为 0.901, 8 个维度的 Cronbach α 系数分别为: 生理功 能 0.919, 生理职能 0.841, 躯体疼痛 0.734, 一般健康0.738, 活力0.500, 社会功能0.262, 情感职能0.762及精神健康0.673。
2.2 效度评价
2.2.1结构效度用因子分析法对SF-36量表的35个条目 ( HT除外) 提取公因子 ( 特征值大于1) 。KMO统计量为0.937, Bartlett's球形检验值为53 898.561, P <0.01, 可见相关矩阵有共同因子存在, 适合进行因子分析。按特征值大于1共提取7个主成分, 累计贡献率为64.94%。经方差最大旋转后各个条目在因子上的载荷如表1所示。
第1主成分包含生理功能维度因子载荷较大的条目多, 其他维度条目的因子载荷较小, 说明该因子主要反映生理功能维度。同理, 第2主成分反映了精神健康、活力与社会功能3个维度, 第3主成分反映了生理职能维度, 第4主成分反映了活力与精神健康2个维度, 第5主成分反映了一般健康维度, 第6主成分反映了情感职能维度, 第7主成分反映了躯体疼痛与社会功能2个维度。可见该测定结果基本符合量表的总体构想。
2.2.2 内容效度 各条目与其所在维度的相关系数介于0.366~0.888之间, 除了精神健康、一般健康及活力3个维度存在相关系数<0.5外, 其余维度均存在较高的相关性 ( P值均<0.01) 。各条目与总分的相关系数介于0.263~0.716之间。各维度之间的相关系数介于0.175~0.731之间, 各维度与总分的相关系数介于0.459 ~ 0.829之间。见表2。
注: P 值均<0.05。
3 讨论
SF-36中文量表作为汉化版的生活质量测评工具, 已在我国多个人群中得到了运用, 但由于语言、文化背景及价值体系等多方面存在一定程度的东西方差异, 导致该量表在我国部分人群中的适用性还不太理想[9]。此次研究采用了Guttman Split-Half系数和Cronbachα系数评价量表的内部信度。一般要求Guttman Split-Half系数和Cronbachα系数均大于0.7[10], 此次结果分别为0.930和0.901, 说明该量表整体内部一致性较好, 检测功能较稳定。各维度中除社会功能及活力2个维度以外, 其余6个维度的Cron- bachα系数均较高, 表明量表大部分维度的内部一致性较好。吴玲等[11]对SF-36量表在老年人群中的信度与效度评价结果也表明社会功能维度的内部一致性较低, 一方面可能是由于该维度条目数过少 ( 仅2个条目) [11], 另一方面可能与中国人对于社交活动的理解与西方不同有关[12]。而活力维度的内部一致性较低, 与陈仁友等[13]的研究结果相一致。可能是由于条目的设计形式为等距等级, 采用了Licket 6点评分法, 时间长度的确定上分级过细, 在选择时存在交叉, 影响了条目的同质性[13]。
SF-36量表评价大学生生活质量的效度分析结果也较为理想。在结构效度方面, 共提取了7个主成分, 且基本反映了量表的8个维度, 可认为符合建立量表的总体构想。但其累计方差贡献率为64.94%, 说明仍有部分需要考虑的关于大学生生活质量的问题未包含在该量表中。在内容效度方面, 各条目与其所属维度的相关系数较大, 表明条目与所属维度的关联性较强, 符合测量的目的和要求。但部分维度与总分的相关系数小于维度间的相关系数, 表明量表的内容效度还存在一定缺陷性, 需要进一步改进。
活力与精神健康维度的条目互相交叉, 分布于2个公因子中, 社会功能维度的条目也分布于2个公因子中, 原因可能是量表在翻译过程中存在一些偏差, 以及被测者对问题的理解偏差所致[12]。活力和精神健康维度在同一个因子下高负荷, 可能与被调查者均为在校大学生, 其活力和精神健康状况受学校环境的影响较大有关。
基于现金流量表的收益质量分析 篇4
一、基于现金流量表收益质量分析的优势
现金流量表是反映企业在一定会计期间现金和现金等价物流入和流出的报表, 它以收付实现制作为编制的基础, 进而弥补了在权责发生制基础上编制的资产负债表和利润表存在现金流量信息不足的缺陷。对现金流量表的分析能够为投资者、债权人、管理者等相关利益人观察企业价值提供很好的视角。
(一) 能更好的体现公司的偿债能力和支付能力
现金流量表按收付实现制来确定现金流的数量, 而不考虑现金流的归属期, 因此, 按照能够较明显地反映出企业实际收到的现金流以及付出的现金流。现金具有变现能力快、流动性强的特点, 最能体现企业的偿债能力, 现金流量的大小最能说明公司的偿债能力以及支付能力的水平。
(二) 能够弥补权责发生制对会计信息产生的不良影响
现金流量表以收付实现制基础进行编制, 能够全面揭示企业的现金流入、现金流出和现金结余情况等现金流量信息, 可以用来直接分析和评价企业的经营状况、支付能力水平和偿债能力水平, 从而可以为投资者、债权人的投资决策提供正确实用的财务信息。
(三) 考虑了风险和通货膨胀等因素的影响, 具有更加可靠的数据来源
投资者、债权人、社会公众等报表使用者, 能够直观的依据当前物价水平来衡量企业资产受通货膨胀的影响程度, 从而更好的了解和评价企业获得现金的能力, 更好的预测企业的未来现金流量, 更好的评估其投资风险, 最终作出更加恰当的投资决策, 减少投资风险。
二、基于现金流量表的收益质量的分析方法
(一) 直接阅读报表法
报表使用者可以通过仔细阅读现金流量表的流入项目和流出项目, 同时与资产负债表、利润表相关项目进行相关的对照河验证, 实现投资信息的获取和提炼。报表使用者可以通过现金流量表来了解企业经营活动中产生的现金流量净额并考虑其产生的主要原因, 结合利润表中收入、成本及利润项目的分析, 再结合资产负债表中应收账款等项目的变化情况进行判断分析企业的销售规模、销售能力、盈利能力、赊销政策的变化来获悉企业经营能力, 判断投资风险。可以分析现金的来源, 查清是来源于以前债权的收回, 还是本年现销比例的提高, 来考查企业的收益质量、坏账风险等投资风险的关键点。
(二) 结构分析法
财务报表使用者可以对同一时期现金流量表中不同的项目进行详细的比较和分析, 从而思考明晰各项数据在企业现金流量中的相对意义, 这就是所谓的结构分析法。通过对现金流量表的结构分析, 企业以及投资者可以更好的发现在一定时期内影响企业现金余额增减变化的主要因素, 从而更好的抓住重点, 进而采取有效措施。
(三) 盈利质量分析法
企业管理层以及财务部门同志可以根据经营活动现金净流量与净利润、资本支出等之间的内在关系, 从而分析企业保持现有经营水平, 创造未来盈利能力的分析方法, 就是所谓的盈利质量分析法。盈利质量分析包含盈利现金比率、净资产现金回收率、净收益营运指数、现金营运指数等指标。
1. 盈利现金比率。
盈利现金比率是指经营现金净流量与净利润的比值。盈利现金比率能够很好的反映本期经营活动产生的现金净流量之间的比率关系。一般来说, 盈利现金比率越大, 企业盈利质量就越强。当盈利现金比率小于1时, 表明企业本期净利润中还存在没有实现的现金收入, 这样即使企业盈利, 也可能出现现金短缺。
2. 净资产现金回收率。
净资产现金回收率是经营现金净流量与平均净资产的比值。净资产现金回收率是对净资产收益率的有效补充, 注重现金概念, 表现为更加保守, 也更真实可靠。针对一些提前确认收益而长期未收现的企业, 可以通过净资产现金回收率与净资产收益率的对比, 从而更好是查验净资产收益率的真实性。
3. 净收益营运指数。
该指标是指经营净收益与全部净收益的比值。通过与该指标的历史指标比较和行业平均指标比较, 可以考察一个公司的收益质量情况。
4. 现金营运指数。
该指标是指经营现金流量与经营所得现金的比值。经营所得现金等于经营净收益加上各项折旧、减值准备等非付现费用, 经营现金流量等于经营所得现金减去应收账款、存货等经营性营运资产净增加。现金营运指数能够反映企业现金回收质量、衡量现金风险。一般来说, 现金营运指数越小, 说明以实物或债权形式存在的收益占总收益的比重就越大, 企业的收益质量越差, 当企业的现金营运指数应为1时是最为理想的, 小于1时的现金营运指数反映了企业部分收益停留在实物或债权形态, 并没有取得现金。
(四) 其他信息分析法
1. 利润来源的分析。
通过利润来源的分析, 如果发现企业主营业务利润占据企业收入的主要地位, 那表明企业主营业务突出, 产品市场占有率高, 盈利空间水平大, 公司的稳定性以及后续发展空间良好;如果发现企业的主营业务利润占据企业收入的地位较轻, 非主营业务利润占据企业利润的主要来源, 企业需要及时考虑是否需要利用资产重组或股权投资等方法调节利润。
2. 不良资产的分析。
通过待摊费用、待处理财产损失等科目虚拟资产进行利润调节, 利用虚拟资产作为“蓄水池”, 来调节利润是一些企业常用的手法。通过不良资产的分析, 如果企业通过多年应收账款、其他应收款、存货积压等产生虚拟资产, 那么企业存在不良资产的可能性也较大。
3. 关联方之间的交易分析。
投资者通过分析比对关联方的交易所得到的销售收入、利润等指标, 可以从数量和金额大小、种类变化和财务状况、经营成果影响大小等查明问题, 从而分析出企业的盈利能力水平的高低, 判断企业的盈利能力和财务状况, 决定是否值得投资, 以减少投资风险。
生活质量量表 篇5
1 文献综述
1.1 生活方式
1.1.1 生活方式的内涵
著名营销学者Kotler认为生活方式是由人的心理图案反映的生活形式,包括消费者活动、兴趣和观念[1]。另外,Blackwel、Miniard&Engel也给出了如下定义:“生活方式是指人们的生活及支配时间与金钱的方式”。虽然每个学者给出的定义各不相同,但是都反映了一个共同的信息,即生活方式就是在有限的资源下,个体或群体如何分配资源,以及由此反映出的其活动、兴趣、意见等方面的特征。
1.1.2 生活方式的相关研究
William Lazer在1963年率先将生活方式的概念引入营销领域,将“生活方式”和“市场细分”两个概念结合起来,形成一个体系,使用在市场营销和广告宣传等方面。营销者们对生活方式研究的基本前提是:越了解你的顾客的生活方式,那么你就越能更有效地和他们进行沟通和开展营销[2]。
自从生活方式被引入市场营销以后,测量消费者生活方式的研究方法被不断地发展和完善。其中,经常采用的方法是活动、兴趣、观念量表(AIO量表)[3],即设计问题来考察消费者的活动、兴趣以及观念,通过个体在这三个维度上的差异来考察消费者的生活方式。
1.2 绿色生活方式
1.2.1 绿色生活方式的内涵
绿色消费的兴起使得越来越多的人开始重视绿色、选择绿色,而这种对绿色事物的追求也逐渐从消费领域扩散开来渗入了人们生活的方方面面,绿色生活方式逐渐形成。根据1993年Peattie的观点[4],绿色消费是消费者意识到环境恶化,进而尝试购买并要求生产对环境冲击最小的商品,也就是以永续性和更负社会责任的方式来消费。再结合前面对生活方式的文献回顾,我们可以总结出绿色生活方式就是本着绿色的原则从事一切活动,是遵循社会长远利益、谋求可持续发展的一种新型的生活形态,旨在构建人与自然和谐共存的理想局面。
1.2.2 绿色生活方式的相关研究
1930年甘地提出的自奉俭约的观念[5],提倡一种低消费、具有生态责任意识而且自给自足的生活方式,这是绿色生活方式的雏形。也有学者认为“自愿性简单是为实践个人内在价值而选择的一种生活方式,它表现为减少不必要的消费,节制与生活无关的欲望,并且让生活目标更加单纯、简单”[6]。绿色生活方式与之相比则更强调环保、节约。总结现阶段国内外对绿色生活方式的研究[7],我们可以将绿色生活方式的特征归结为以下四点:简单(即重视实用性,提倡简单的物质生活,追求精神领域的提升)、节约(即减少不必要的消费)、环保(即进行一切活动都要从环境保护的角度,选择对环境冲击小的方式)和健康(即选择对身心有益的产品,改变不良的生活习惯)。
2 研究设计
2.1 调查问卷设计
2.1.1 量表来源
我国绿色生活方式的相关研究比较少,而且未涉及绿色生活方式量表的研究,所以我们量表开发的主要方法是参考国外相关研究已经开发的成熟量表,选择一部分有效性相对比较高的题目组成我们的最初量表;再通过小范围的样本试测对量表进行不断修正,使其符合中国人的生活及语言习惯;最后仔细检查,确认无误,形成正式量表。
2.1.2 问卷设计
通过对量表的不断修正,我们最终确定了35道题目组成了正式发放的调查问卷。问卷主要由三部分组成:问卷说明(说明问卷调查的目的和感谢语)、问卷主体(修正后的量表及填表说明)和个人资料统计。
根据绿色生活方式的特征,我们将组成问卷主题的35道题目大致分为了四类,即简单(simply)、节约(reduce)、环保(ecological)、健康(healthful),详见表1。为了避免被调查者过多的选择中间项,我们对每个题目采用了六级李克特量表进行测量,分别从“非常不同意”、“不同意”、“有点不同意”到“有点同意”、“同意”、“非常同意”,分值从1到6。另外,为了避免调查者在集中填写某方面的问题时形成定势思维,我们对题目进行了随机排列,以便测量调查者的真实情况。
2.2 样本获取
本研究主要面向长沙理工大学在校学生进行自填式问卷调查。选取学生作为主要样本的理由是:据国外有关调查发现,绿色生活方式在接受过高等教育的人群中占有很大比例,大学生思想开放、接受新事物能力强,所以我们要着重分析这一群体的行为、看法和意见。
问卷发放及回收时间大约持续一周。共发放问卷200份,回收196份,回收率为98%;对问卷进行甄选之后得到有效问卷190份,占回收问卷数量的97%,占发放问卷数量的95%。
3 调查数据分析
我们运用了SpSS13.0版统计软件对问卷采集来的数据进行了处理,首先是通过信度分析来检验量表的一致性,剔除信度比较低的题目;然后再通过因子分析来提取绿色生活方式的特征因子,检验并得出结论。
3.1 信度分析
由于我们根据绿色生活方式的特征把整个问卷归纳为了四个部分,所以我们将分别对这四个部分进行信度分析:
3.1.1 简单(simply)
在该部分中,总共有11道题目,我们对其进行信度分析,删除掉了信度比较低的第S1、S2、S3、S4、S8、S9、S11题,得到系统的Cronbach’s Alpha值为0.615,S5、S6、S7、S10进入下一步的因子分析。
3.1.2 节约(reduce)
在该部分中,总共有9道题目,我们对这9道题目进行信度分析,删掉了信度系数低于0.3的R9,R1在剔除了R9后的系统Cronbach’s Alpha值(0.755)稍微大于原系统的Cronbach’s Alpha值(0.754),我们认为可以保留,其他个体的信度都比较高,所以在该部分中,我们将对剩余的8道题进行下一步的因子分析。
3.1.3 环保(ecological)
用同样的方法,对该部分的7道题目进行信度分析,发现E7的信度系数虽然大于0.3,但是剔除该项后的系统Cronbach’s Alpha值大于原系统的Cronbach’s Alpha,所以删除该题,剩下6道题目的信度都很高,都可以进入下一阶段的因子分析。
3.1.4 健康(healthful)
用同样的方法,对该部分的8道题目进行信度分析,剔除H4后的系统Cronbach’s Alpha值(0.783)稍微大于原系统的Cronbach’s Alpha值(0.780),我们认为可以保留。所以,这8道题目我们都将保留。
3.2 因子分析
3.2.1 KMO检验和Bartlett球度检验
首先我们进行KMO检验和Bartlett球度检验:KMO值为0.816,说明样本数量是充足的;Bartlet球度检验的值为0.000,远小于0.05,说明这26题很适合作因子分析。
3.2.2 因子分析结果
我们采用主成分分析法对这26题目进行因子分析,萃取了特征值大于1的因子,但其中E1、E3、H5、H8的因素负荷量在因素之间差距过小,呈现重叠性不易归类的情况产生,故在后续分析中排除。同时,R1、R2、R5、R6、E2、H4都是单个负载了一个因子,没有代表性,故在后续分析中排除。对剩下的16道题目再次进行因子分析,我们可以得出特征值大于1的因子有4个,特征值占方差的百分数的累加值达56.065%,比较有效;通过最大旋转法,我们再将各题目在4个因子上的负载值旋转后的因子荷载表显示出来,得到表2。从表2可以看到旋转后荷载向两端集中,能够更好地解释主因子,除去小于0.4的荷载,显然,H2、H6、H3、H7、H1与第一个因子关系密切,对照我们之前的归类正好为“健康”,同理E4、E5、E6自动归结为“环保”特征;R4、R8、R3、R7自动归入“节约”特征;而S5、S7、S10、S6则属于“简单”特征。这一结果基本符合我们之前提出的四个特征的假设,而这16道题目也通过了检验,可以用来表达绿色生活方式四个特征的具体表现。
4 研究结果分析
4.1 研究发现与启示
本研究中,我们对绿色生活方式的内涵进行了系统的阐述,并将其特征归结为简单、环保、节约和健康四个方面,并进一步利用开发的量表验证了这些结论。另外,在研究文献及问卷调查过程中,我们还发现大多数消费者存在对绿色生活方式认识不够、对绿色产品认知度不高、环保意识淡薄等问题,针对这些问题,我们首先应该加强理论研究,明确绿色生活方式的内涵、特征等概念;然后要进行绿色教育,使人们了解绿色产品的实质;同时,加大环保宣传力度,使人们把保护环境落实到行动上,落实到每一个生活细节上。
另外,绿色生活方式的研究可以指导绿色营销。生产商可以发掘新的营销卖点,在生产优质产品的同时,树立企业的绿色形象,宣扬简单、健康的绿色生活方式,建立起良好的绿色信誉,提高企业的知名度和美誉度,从而赢得消费者的信赖。
4.2 研究局限与未来研究
本研究的局限在于样本主要集中在在校大学生,不能代表整个中国社会的普遍情况,研究的结论是有局限性的。
未来的研究可以关注以下几个方面:首先,所采用的样本应该注意被调查者在个人信息上的均匀分布,以确保研究的代表性;其次,可以对绿色生活方式进行更加具体的描述和细分,获得4个以上的特征因子,使得研究更加细致;最后,可以在文章分析剩余的16道题目的基础上再追加题目,重复上述研究,以获得绿色生活方式的更多表现。
摘要：绿色生活方式是一种新的与环保、节约理念适应的生活方式。本研究在充分参考国内外相关文献的基础上总结出绿色生活方式的内涵与特征;还开发了绿色生活方式量表,通过抽样调查收集数据,对所获数据运用SPSS软件进行信度分析、因子分析,验证了绿色生活方式有简单、节约、环保和健康四大特征。
关键词：生活方式,绿色生活方式,量表开发
参考文献
[1]菲利普.科特勒等.市场营销原理(亚洲版)[M].北京:机械工业出版社,2006:355.
[2]不同生活方式消费者产品摄入的比较分析[EB/OL].http://ok.beebee.com.cn/Html/jjjr/2005-12/1/0512113485134910.
[3]阳冀.生活方式研究综述:一个消费者行为学的视角[D].中山大学管理学博士论文,2006.
[4]阮素娥.自愿简单消费意识与绿色消费行为之关系研究[D].台湾大葉大学工业关系硕士论文,2004:23-30.
[5]Averaham Shama.The Voluntary Simplicity Consumer[J].The Journal of Consumer Marketing,1985,2(4):57-63.
[6]Dorothy Leonard-Barton.Voluntary Simplicity Lifestyles andEnergy Conservation[J].Journal of Consumer Research,1981,8(3):243-252.
生活质量量表 篇6
1. 服务质量的内涵。
1982年, 格朗鲁斯首次提出了感知服务质量的概念, 认为服务质量是顾客对其期望的服务与实际感知到的服务比较的结果。继格朗鲁斯之后, 美国服务管理研究组合帕拉苏拉曼、泽丝曼尔和贝瑞 (以下简称PZB) 对顾客感知服务质量进行了更加深入的研究。1985年, 他们提出顾客所衡量的不仅仅是服务本身, 也包括提供服务的过程, 顾客感知的服务质量是多维的, 并利用顾客接受服务前对服务的期望与感知的服务之间的差距。
归纳学者对服务质量定义, 大致可将服务质量分为“主观的服务质量”及“客观的服务质量”两类。
2. 旅行社服务质量的构成。
顾客感知的服务质量由多个维度构成, 根据Ko和Pastore提出的服务质量的四维度模型以及PZB组合提出的五维度模型即服务质量差距模型, 结合旅行社的情况, 旅行社的服务质量可由旅行社产品质量、旅行社服务交互质量、旅行社服务结果质量、旅行社企业环境质量四方面构成。它们之间的关系 (见图1) 。
(1) 旅行社产品质量。产品质量包括两个方面:旅行社设计出的旅游线路是否符合群体、个人等的需求;旅游服务项目供应内容是否质价相符, 是否能够无障碍的、完整的实现。 (2) 交互质量。交互质量是旅游从业人员与游客接触过程中的服务质量, 包括旅行社前台接待与咨询服务的质量和导游出团过程中的服务质量。交互质量是游客评价旅行社服务质量时的主要感知来源。 (3) 结果质量。结果质量是评价服务质量的重要依据。一段旅游体验, 无论过程的体验多完美, 如果在最后阶段不能预期完成旅游体验, 则会很大程度上改变游客的感知情况。反之, 顺利或超额完成, 则会较大程度的提升服务质量。 (4) 环境质量。它包括旅行社的环境和外部旅游目的地等的环境。
3. 旅行社服务质量的评价方法。
目前, 国内外很多学者对服务质量进行研究, 介于服务质量的各种特征, 服务质量的度量方法种类繁多。然而, 最重要的无疑是1985年由PZB提出的服务质量差距分析模型, 他们发展的SERVQUAL量表用简化的语言表现顾客的服务感知, 能够客观反映服务质量。
SERVQUAL量表是通过研究顾客期望与感知服务质量之间的差值来评价服务质量的, 其核心是“差距模型”。在研究的过程中, PZB提出了服务质量的五维度、22个问项的观点, 五个维度为:有形性、可靠性、响应性、保证性、移情性, 根据这五个维度的内容设计了调查表即SERVQUAL评价模型。
旅行社对于自身服务质量的评判, 可以从以下五个维度, 22个指标所揭示的方面进行评价、改进。
二、旅行社提升服务质量的对策分析
服务过程是旅游从业人员与游客之间的互动过程, 游客往往根据旅游过程的感知体验来判断旅行社的服务质量。旅行社需要切实从顾客需求出发, 开发特色产品, 规范旅游从业人员的服务, 只有提供符合市场的产品、贴切的服务才能提高旅行社服务质量。
1. 细分市场, 拓展特色服务。
中国大多数的旅行社规模较小, 在进行市场开拓时, 应该结合自身的特点, 抓住市场需求, 不盲目开发或盲目跟从, 用新颖独特的服务方式占据市场份额。旅游传统线路开发注重快、新、变;同时积极开拓新型旅游产品。
2. 科学管理员工, 保障服务质量。
旅行社主要提供服务型产品, 而这种产品的生产与消费过程则是旅游从业人员与游客的交互过程, 员工的工作态度、主动性直接影响产品的质量和游客的满意度, 因此旅行社应完善员工管理体系, 提升员工素质。分工明确, 职责到位, 建立合理的薪酬制度、激励制度, 重视旅游从业人员的职业规划。
3. 以人为本, 注重细节服务。
旅行社以人为本, 公平对待游客, 切身为游客利益着想对服务质量的影响较大。旅行社在提供服务时需要从顾客角度出发, 完成行程上的安排以外, 更要注重细节服务。细节服务能让顾客收到意外的惊喜, 在很大程度上提升服务质量。尤其在微笑服务、主动服务、惊喜服务上下工夫。
4. 规范旅游合同, 管理游客期望。
SERVQUAL评价方法中表明, 服务质量的评价是以顾客的主观评价意识为衡量重点, 计算顾客对服务的期望和服务感知之间的差值。因此, 提升服务质量需要考虑顾客的期望因素。顾客的期望是在旅行社咨询并签订旅游合同的过程中逐渐形成的, 旅游合同是一个基准, 应注明旅游过程中提供的食、住、行、游、购、娱六大要素的服务内容、服务标准、购买的旅游保险等, 在辅助顾客形成期望的同时, 也为日后的旅游纠纷、投诉或旅游事故的处理提供依据。加强变更、补充合同的管理可使行程灵活化, 并起到规避风险的作用。
5. 重视投诉处理, 完善后续服务。
目前, 国外对投诉处理的研究颇多, 然而, 国内还没有形成相关的法规或条例来规范旅游投诉的处理行为。因此, 在处理投诉时常常会出现逃避责任或超额索赔等状况。在投诉处理的规范化方面, 有待深入的研究。
摘要：由于服务的无形性、不可分离性等特性, 服务质量无法实施客观的衡量标准。旅行社主要提供服务型产品, 因此在衡量旅行社服务质量时, 要将有形的环境、服务交互过程与服务结果综合考虑, 从而发现服务中存在的问题, 思考解决方法, 提升旅行社的服务质量。
关键词：旅行社,服务质量,评价体系,提升策略
参考文献
[1]陈俊芳, 刘凤元.利用SERVQUAL评估生态旅游服务质量, 保证旅游区可持续发展[J].生态经济, 2005, (11) :94-97.
[2]苏秦.服务质量、关系质量与顾客满意:模型、方法及应用[M].北京:科学出版社, 2010:8-15.
[3]Parasuraman A., Zeithaml V.A., Berry L.L..SERVQUAL:a multi—item scale for measuring consumer per—ceptions of the service quality[J].Journal of Retailing, 1988, (1) :12-40.
[4]林航, 李梦君.SERVQUAL服务质量评价模型及其修正研究[J].集团经济研究, 2007, (15) :33-35.
[5]陈娟娟.影响旅行社服务质量的因素分析[J].长三角, 2010, (6) :89.
[6]李永利.中国旅行社服务质量测评的实证研究[J].旅游论坛, 2010, (1) :76-80.
[7]周艳春.南通旅行社服务质量提升问题研究[D].扬州:扬州大学, 2010.
[8]张素梅.以人为本, 提高旅行社服务质量[J].科技资讯, 2006, (30) :250-251.
[9]Laura Martinez Caro, Jose Antonio Martinez Garcia.Developing a multidimensional and hierarchical service quality model for the travelagency industry[J].Tourism Management, 2008, (29) :706-720.
生活质量量表 篇7
1 对象和方法
1.1 调查对象
采用便利抽样法, 收集2008年10月～2010年9月在新疆维吾尔自治区肿瘤医院住院的维吾尔族恶性肿瘤患者497例, 其中男性222例, 女性275例。纳入标准: (1) 病理确诊为癌症患者; (2) 自愿参加本次研究; (3) 具有小学及以上文化程度。排除标准: (1) 认知行为异常者; (2) 近期使用过抗焦虑、抑郁药物。
1.2 资料的收集方法
向符合要求的调查对象说明调查的目的、方法、参与的自愿性、结果的无害性和保密性, 获得知情同意后, 向调查对象发放问卷, 详细说明填表的要求, 使用统一的指导语, 问卷填写在30min内完成, 并由调查者统一收回。
1.3 计分法
1.3.1 EORTC
QLQ-C30计分法本问卷共30项条目, 归属于15个维度, 其中包括5个功能维度:躯体、角色、情绪、认知和社会功能维度;3个症状维度:疲乏、恶心呕吐和疼痛症状维度;1个总体健康状况维度;6个单项测量项目 (每条作为1个维度) :呼吸困难、失眠、食欲缺乏、便秘、腹泻和经济困难维度。将各个维度所包括的条目得分相加并除以包括的条目数即得到该维度的粗分, 再将粗分转化为0～100内取值的标准化得分。
1.3.2 QLICP-GM计分法
本问卷共32项条目, 归属于9个维度, 其中包括躯体功能维度 (基本生理功能、性功能和独立功能) 、心理功能维度 (情绪、认知功能) 、社会功能维度 (社会支持、对生活/经济影响) 、共性症状维度与副作用维度。该量表采取5点等距计分法, 依次计为1、2、3、4、5分。正性条目原始得分即为条目得分, 负性条目则需对其进行“正向变换”, 即用6减去原始得分。
1.4 资料的统计分析
全部资料均用SPSS 13.0软件包处理。采用克朗巴赫系数考察内部信度, 计算第一次与第二次测定结果的相关系数, 同时采用配对t检验对第一次与第二次测定结果进行均数差异性检验, 来考评其重测信度;分别计算每个条目与其所在维度总分及其它维度的相关系数来考评其内容效度和区分效度, 采用因子分析法考评其结构效度;采用配对t检验对第一次与第三次测定结果进行均数差异性检验, 来考评其反应度。
2 结果
本次调查对病理确诊为恶性肿瘤的患者在确诊后第一天进行第一次测定, 共发放问卷1000份, 回收问卷998份, 回收率为98%, 有效问卷994份。其中男性222例, 女性275例。年龄23～78岁, 平均年龄 (51.28±11.84) 岁。在第一次发放后的3～5天进行重测, 相隔3～6周再抽取其中的一部分共计75例患者进行第3次测定。
2.1 信度分析
2.1.1 内部信度
由表1可见, EORTC QLQ-C30总量表的Cronbach’sα系数为0.703, 15个维度的克朗巴赫系数系数在0.663～0.824之间。由表2可见, QLICP-GM总量表的Cronbach’sα系数为0.798, 9个维度的克朗巴赫系数系数在0.769～0.823之间。
2.1.2 重测信度
由表1可见, EORTC QLQ-C30量表除了失眠和经济困难维度相关系数小于0.7外, 其它各维度相关系数均大于0.7, 同时从表3可见, 各维度第一次与第二次测定结果P值均大于0.05。GLICP-GM量表由表2可见, 各维度与其它各维度均有相关性。同时从表4可见, 各维度第一次与第二次测定结果P值均大于0.05。
2.2 效度分析
2.2.1 内容效度和区分效度
由表5可见EORTC QLQ-C30量表除了躯体功能之外其它各维度与所属维度的相关系数均大于0.7, 且差异有统计学意义;其与其它维度的相关系数均小于0.08, 且差异有统计学意义。GLICP-GM量表由表6可见各维度与所属维度的相关系数均大于0.7, 且差异有统计学意义;其与其它维度的相关系数均小于0.01, 且差异有统计学意义。
2.2.2 结构效度:EORTC
QLQ-C30量表经过KMO and Bartlett的球形度检验, 显示KMO统计量等于0.888, 大于0.5, 球形检验卡方值等于2407.161, P=0.000, 提示适合进行因子分析。经过因子分析量表的测定结果可归为4个主成分 (因子量为4) , 主成分分析加斜交旋转法经25次迭代收敛, 累积方差贡献率为:60.476% (见表7) 。同时经因子分析, 每个主成分中各条目与其主成分的相关程度大致相符。GLICP-GM量表由表8可见经过KMO and Bartlett的球形度检验, 显示KMO统计量等于0.638, 大于0.5, 球形检验卡方值等于931.047, P=0.000, 提示适合进行因子分析。经过因子分析量表的测定结果可归为3个主成分 (因子量为3) , 主成分分析加斜交旋转法经25次迭代收敛, 累积方差贡献率为:60.607%。
2.3 反应度分析
EORTC QLQ-C30量表由表9可见, 除了呼吸困难、失眠和便秘维度P值大于0.05外, 其它各维度P值均小于0.05。GLICP-GM量表由表10可见, 除了基本生理功能、认知和社会支持维度P值大于0.05外, 其它各维度P值均小于0.05。
3 讨论
3.1 问卷的信度
信度是指量表测量和评价结果的可靠性和稳定性程度, 稳定性、同质性和等同性是信度的3个特征[2]。本研究中测量了问卷的同质性, 即量表的内部一致性信度, 用Cronbach’sα系数表示, 此系数越大, 内部一致性越高, 同质性越好。一般认为维度内系数≥0.80为优, ≥0.70为较好。QLICP-GM总量表的Cronbach’sα系数为0.798大于EORTC QLQ-C30总量表的Cronbach’sα系数0.703;同时QLICP-GM量表的9个维度的克朗巴赫系数系数在0.769～0.823之间, 而EORTC QLQ-C30量表1 5个维度的克朗巴赫系数系数在0.663～0.824之间。重测信度结果显示, EORTC QLQ-C30量表各维度第一次与第二次测定结果相关系数大于GLICP-GM量表。由此可见QLICP-GM量表的内部一致性优于EORTC QLQ-C30量表, 但重测信度不如EORTC QLQ-C30量表。
3.2 问卷的效度
效度是指量表中各条目和实际要研究的问题中概念的符合程度, 反映测量工具的准确和有效程度。效度包括内容效度、结构效度、区分效度和效标关联效度。在本研究中由于缺乏标准的对照工具, 故仅测量了问卷的内容效度、区分效度和结构效度[3]。由表5、表6可见EORTC QLQ-C30量表躯体功能维度与所属维度的相关系数小于0.7, 而GLICP-GM量表各维度与所属维度的相关系数均大于0.7, 且差异有统计学意义。因子分析是考察结构效度的重要方法。EORTC QLQ-C30量表经过因子分析量表的测定结果可归为4个主成分 (因子量为4) , 主成分分析加斜交旋转法经25次迭代收敛, 累积方差贡献率为:60.476%。GLICP-GM量表经过因子分析量表的测定结果可归为3个主成分 (因子量为3) , 主成分分析加斜交旋转法经25次迭代收敛, 累积方差贡献率为:60.607%。由此可见QLICP-GM量表的内容效度、区分效度优于EORTC QLQ-C30量表。
3.3 问卷的反应度
反应度也称在时间上变化的灵敏度, 指量表能测出生存质量随时间变化的能力和程度。反应度评价的是纵向的 (如治疗前后) 变化。我们把治疗前后得分作为配对资料进行t检验, 分析得分的差别是否有统计学意义从而判断量表的反应度[4]。EORTC QLQ-C30量表由表9可见, 除了呼吸困难、失眠和便秘维度P值大于0.05外, 其它各维度P值均小于0.05。GLICP-GM量表由表10可见, 除了基本生理功能、认知和社会支持维度P值大于0.05外, 其它各维度P值均小于0.05。但这并不能说明该问卷反应度不好, 其原因如下: (1) 第1、3次测定的时间间隔为3-6周, 对于恶性肿瘤患者来说, 生命质量可能尚未发生变化, 生命质量的变化往往是渐进的, 评价反应度时应采用序贯的思想来评价; (2) 反应度的评价还应考虑样本含量的问题, 本研究仅75例患者尚不能完全反应生命质量的变化。在今后的工作中还需尽可能的增大样本含量。
综上所述, 再结合实际应用方便性问题比较:GLICP-GM量表各领域条目相对集中, 并冠以标题, 数据处理时清晰明确, 且结构层次清晰 (条目→小方面→维度→总量表) , 由此认为维文版GLICP-GM生命质量量表有较好的信度和效度, 且结构明确, 建议作为新疆维吾尔族癌症患者生命质量的测评工具, 该量表的反应度尚需进一步研究。
摘要：目的:比较维文版EORTC QLQ-C30 (V3) 生命质量量表、维文版QLICP-GM (V1.0) 量表的信度和效度。方法:将EORTC QLQ-C30 (V3) 生命质量量表、我国自主研制的中文版QLICP-GM (V1.0) 量表进行翻译、回译及部分文化调适后分别产生维文量表, 分别对497例在新疆维吾尔族自治区肿瘤医院住院的确诊为恶性肿瘤的患者进行问卷调查, 分析量表的内部一致性、重测信度、内容效度、区分效度和结构效度等指标, 并进行比较。结果:QLICP-GM量表的内部一致性优于EORTC QLQ-C30量表, 但重测信度不如EORTC QLQ-C30量表。QLICP-GM量表的内容效度、区分效度均优于EORTC QLQ-C30量表。结论:维文版QLICP-GM量表具有良好的信度和效度, 更适合应用于新疆公共卫生和其它医学领域。
关键词：维文版,癌症患者生命质量量表,信度,效度
参考文献
[1]罗家洪, 孟琼, 万崇华, 等.头颈癌患者生命质量量表中文版测试效果评价[J].中国公共卫生, 2007, 23 (8) :922-923.
[2]张瑞红, 王宝珠等.中年女性健康知、信、行问卷初步编制及信、效度检验.中国护理管理[J], 2009, 9 (1) :35-37.
[3]朱琳, 王岩, 陈鹏.胃癌影响因素调查问卷信度和效度评价.中国公共卫生[J], 2010, 14 (10) :1403-1405.