丁心舒，孫樂菲，高偉，魯琦，閆暢，劉德山，3

（1.山東大學護理與康復學院，山東濟南 250012；2.山東大學齊魯醫(yī)院，山東濟南 250012；3.山東省老年醫(yī)學學會，山東濟南 250012）

依據(jù)刻板印象內(nèi)容模型[1]以及矛盾性別歧視的研究[2]，Cary 首次將因年齡對老年人的一種復雜偏見態(tài)度定義為“矛盾年齡歧視”[3]。 矛盾年齡歧視包括敵意年齡歧視和善意年齡歧視。 敵意年齡歧視是普遍認為的忽視、虐待等直接、明顯的方式表達；善意年齡歧視是用表面積極、 善意的方式傳達偏見態(tài)度，這種情況很難被識別[3-4]。 例如過度保護、家長式作風等， 表面看起來是幫助老年人， 實則具有控制性，會對老年人造成潛在傷害[5-6]。 那么，要想識別和管理年齡歧視， 一個可以同時測量這2 種形式的評估工具至關重要。因敵意年齡歧視更容易被察覺，目前國內(nèi)側(cè)重這一方面的測量較多， 而關于善意的研究較為缺乏， 矛盾年齡歧視量表 （The Ambivalent Ageism Scale，AAS）恰好可以彌補這一局限。 該量表目前在葡萄牙60 歲及以上老年人群體[7]中應用，信效度良好。2022 年中國學者吳洪翔等[8]將其翻譯，并應用在大學生群體， 其是否適用中國老年群體的證據(jù)還需補充。基于此，本研究將翻譯后的矛盾年齡歧視量表應用在我國社區(qū)老年人群，并進行調(diào)適，以衡量我國社區(qū)老年人對敵意和善意年齡歧視態(tài)度，彌補國內(nèi)缺少評估老年人善意年齡歧視的不足， 為未來擴展老年人年齡歧視這一領域研究提供依據(jù)和參考。

1 對象與方法

1.1 研究對象 采用便利抽樣法， 于2023 年1—4月選取山東省濟南市歷下區(qū)、天橋區(qū)、槐蔭區(qū)中3 個社區(qū)的老年人作為調(diào)查對象。 納入標準：（1）年齡≥60歲；（2）具有一定的認知理解能力，能夠進行有效的語言溝通；（3）自愿并且能夠參加。 排除標準：（1）患有精神疾病者；（2）存在視、聽障礙或調(diào)查時不在社區(qū)導致無法收集資料者；（3）處于急性疾病、慢性疾病的急性發(fā)作期或合并有重大疾病或處于終末期。本研究已獲山東大學護理與康復學院倫理委員會的批準（2022-R-111）。 本研究調(diào)查共收集2 組樣本數(shù)據(jù)。 發(fā)放402 份，獲有效問卷377 份，有效率93.8%。樣本1：一組用于項目分析和探索性因子分析，樣本量為條目數(shù)的5～10 倍[9]，初始量表有13 個條目，考慮20%的無效樣本，樣本量為78～156 名，本組實際納入130 名；另一組用于驗證性因子分析，要求樣本量不少于200 名[10]，因此本組納入247 名。樣本2：便利選取樣本1 中的30 人作為重測樣本。

1.2 研究工具

1.2.1 一般資料調(diào)查表 由研究者自行設計， 主要包含年齡、性別、文化水平、婚姻狀況、月收入、參與社交活動情況、自評健康狀態(tài)等基本信息。

1.2.2 矛盾年齡歧視量表 （The Ambivalent Ageism Scale，AAS） 本量表由Cary 等[3]于2017 年編制，3個維度共13 個條目，包括認知幫助/保護、不想要的幫助、敵意年齡歧視。 其中，前2 個維度（條目1～9）構(gòu)成善意年齡歧視，第3 個維度（條目10～13）評估敵意年齡歧視。 采用Likert 7 點計分“非常不同意（1）～非常同意（7）”，在葡萄牙老年人中總量表Cronbach α系數(shù)為0.86[7]。 分數(shù)越高，代表老年人經(jīng)歷的年齡歧視越嚴重。

1.2.3 日常年齡歧視量表 （The Everyday Ageism Scale，EAS） 本量表是由美國學者Allen 等[11]于2022年開發(fā)并驗證， 它被用來評估老年人在日常生活中報告經(jīng)歷年齡歧視的數(shù)量。 該量表共有3 個維度10個條目，分別是接觸年齡歧視信息的頻率（2 項）；人際互動中發(fā)生年齡歧視的頻率（5 項）；內(nèi)化的年齡歧視（3 項）。 采用Likert 4 級評分，量表前7 個條目的對應選項為“通常（3）～從不（0）”；后3 個條目的對應選項為“強烈同意（3）～強烈不同意（0）”。量表得分越高， 表明日常年齡歧視越嚴重。 在本研究中的Cronbach α 系數(shù)為0.738。

1.3 資料收集方法 經(jīng)與居委會協(xié)商并征得其同意后， 由經(jīng)過培訓的本院護理學專業(yè)5 名研究生作為調(diào)查員，在社區(qū)廣場和居委會活動室進行調(diào)研。調(diào)查前向老年人做好調(diào)研目的、填寫要求、保密性等方面的介紹，知情許可后發(fā)放紙質(zhì)問卷。本次調(diào)研由老年人自行填寫，對于填寫有困難的老年人，由調(diào)查員根據(jù)意見代為填寫。確保無漏項后，贈送老年人洗手液、毛巾等禮品。

1.4 統(tǒng)計學方法 使用SPSS 26.0 對一般資料采用頻數(shù)、構(gòu)成比描述計數(shù)資料特征，對量表應用題總相關和極端分組法進行項目分析， 應用主成分分析和最大方差旋轉(zhuǎn)法進行探索性因子分析， 利用Cronbach α系數(shù)檢驗內(nèi)部一致性信度，Guttman Split-Half 系數(shù)計算折半信度，Omega 系數(shù)計算組合信度， 采用Pearson 相關分析評估重測信度、效標關聯(lián)效度。 使用Amos24.0 通過驗證性因子分析進行結(jié)構(gòu)效度、組合信度檢驗， 用插件計算AVE、AVE 平方根評估收斂效度及區(qū)分效度。本研究記錄以下測量指標：條目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Item-content validity index，ICVI）、 量表水平的內(nèi)容效度指數(shù) （Scale-content validity index，S-CVI）、全體一致S-CVI（S-CVI/UA，universal agreement）、t、P、Cronbach α 系數(shù)、Guttman Split-Half 系數(shù)、Omega 系數(shù)、相關系數(shù)（r）、卡方（χ2）、自由度 （df）、 近似誤差均方根 （Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）、 比較擬合指數(shù)（Comparative Fit Index，CFI）、 非規(guī)范適配指數(shù)（Tucker -Lewis Index，TLI）、 標化殘差均方根（Standardized Root Mean Square Residual，SRMR）、標準化因子載荷 （Standardized Regression Weights，SRW）、組合信度（Composite Reliability，CR）、平均提取方差值（Average Variance Extracted，AVE）[8，12]。 檢驗水準為0.05。

2 結(jié)果

2.1 一般資料 本研究共調(diào)查377 名老年人，其中男169 名（44.8%），女208 名（55.2%）。 年齡60～64 歲84 名（22.3%），65～69 歲73 名（19.4%），70～74 歲85名（22.5%），75～79 歲69 名（18.3%），≥80 歲66 名（17.5%）。 文化程度：小學及以下105 名（27.9%），初中92 名（24.4%），高中/中專125 名（33.1%），大專及以上55 名（14.6%）。 婚姻狀況：已婚270 名（71.6%），未婚3 名（0.8%），喪偶82 名（21.8%），離異22 名（5.8%）。月收入：≤1 000 元14 名（3.7%），1 001～3 000 元170名（45.1%），3 001～5 000 元125 名（33.2%），5 001 元以上68 名（18.0%）。 參與社交活動：從不參加115名（30.5%），偶爾參加139 名（36.9%），經(jīng)常參加123名（32.6%）。 自評健康狀況：很好66 名（17.5%），較好155 名（41.1%），一般115 名（30.5%），較差33 名（8.8%），很差8 名（2.1%）。

2.2 項目分析 項目分析采用題總相關和極端分組法。 通過Pearson 相關分析檢驗矛盾年齡歧視量表每個條目與總分的相關性， 各條目均具有統(tǒng)計學意義（r=0.405～0.700，P＜0.01）；同時，將量表總分由低到高排序，前27%為低分組，后27%為高分組，通過獨立樣本t 檢驗比較2 組在每個條目上的均分，結(jié)果差異均有統(tǒng)計學意義（P＜0.001）[13]。 項目分析結(jié)果表明各條目具有良好的區(qū)分度，可進行因子分析。結(jié)果見表1。

表1 中文版矛盾年齡歧視量表各條目的值與總分的相關（r）及高低分組的差異（t）（n=130）

2.3 效度檢驗

2.3.1 內(nèi)容效度 6 名老年護理方向相關專家對翻譯后的矛盾年齡歧視量表（13 條目）進行內(nèi)容效度評價，選項采用4 級評分，“不相關、弱相關、較強相關、非常相關”分別對應“1～4 分”，通常要求I-CVI不低于0.78，S-CVI/UA 不低于0.8[14]。 本研究I-CVI為1.000，S-CVI/UA 為1.000， 提示量表內(nèi)容效度較好。

2.3.2 結(jié)構(gòu)效度

2.3.2.1 探索性因子分析 分析結(jié)果顯示（n=130），矛盾年齡歧視量表的KMO 值為0.764，Bartlett 球形檢驗χ2=946.921（P＜0.001），可進行下一步分析。 參考原問卷3 個因子，因此限定因子數(shù)為3，累計方差解釋率為66.359%，其中A1 被歸為因子1，因與此維度內(nèi)涵不符，故將其刪除。 將其余12 個條目再次進行探索性因子分析，以各條目因子載荷大于0.400為篩選標準[15-16]，結(jié)果顯示，KMO 值為0.743，Bartlett球形檢驗χ2=863.242（P＜0.001），提取出3 個特征值大于1 的因子，累計方差解釋率為68.351%，具體因子負荷結(jié)果見表2。

表2 中文版矛盾年齡歧視量表探索性因子分析結(jié)果（n=130）

2.3.2.2 驗證性因子分析 刪除條目1 后進行驗證性因子分析（n=247）。 首先驗證三因子模型擬合效果，模型圖見圖1。 其次嘗試在三因子模型加入二階因素進行擬合[17]，結(jié)果顯示，各項指數(shù)均相等；然后試圖將因子1（不想要的幫助）和因子3（認知幫助/保護）合并為新的因子“善意年齡歧視”，與“敵意年齡歧視”構(gòu)成一階二因子模型。 結(jié)果見表3，一階三因子、二因子模型和二階模型中各指標符合心理測量學要求，擬合效果理想，均具有良好的結(jié)構(gòu)效度[18]。

圖1 中文版矛盾年齡歧視量表一階三因子結(jié)構(gòu)方程模型

表3 中文版矛盾年齡歧視量表驗證性因子分析模型擬合指數(shù)結(jié)果（n=247）

2.3.2.3 收斂效度及區(qū)分效度 一階三因子模型中各條目的SRW 在0.815～0.919 之間，各維度AVE 值分別為0.726、0.811、0.797， 各維度組合信度CR 值分別為0.841、0.963、0.940，SRW>0.5，AVE>0.5，CR>0.7，表明該量表收斂效度良好；且AVE 平方根均大于各維度間的相關系數(shù)[19]，如表4 所示，表明該量表區(qū)分效度良好[18]。

表4 中文版矛盾年齡歧視量表維度間相關系數(shù)、AVE 值及AVE 平方根

2.3.2.4 效標關聯(lián)效度 以日常年齡歧視量表[11]為效標工具， 與中文版矛盾年齡歧視量表做Pearson相關分析，二者得分成正相關（r=0.702，P<0.001）。

2.4 信度檢驗 原量表總的Cronbach α 為0.837，刪除1 個條目后的中文版矛盾年齡歧視量表總量表和3 個維度的Cronbach α 分別為0.902、0.880、0.930、0.906， 總量表的Guttman 折半信度為0.774，Omega組合信度為0.890。 間隔4 周后選擇30 名老年人再次進行測驗，重測信度為0.780，各維度的重測信度在0.639～0.783 之間。

3 討論

3.1 中文版矛盾年齡歧視量表的區(qū)分度較好 項目分析主要用于檢驗量表每個題項的適切或可靠程度[20]。 本研究主要采用題總相關分析和極端分組法檢驗各條目是否具有區(qū)分高低水平被試的能力。 結(jié)果表明， 矛盾年齡歧視量表每個條目得分與總分的相關系數(shù)在0.405～0.700 之間，均高于0.3，說明各個條目與量表具有較好的同質(zhì)性[21]；極端分組后，各條目在高低分組的差異t 值在4.060～13.337 之間，均高于3，可見條目區(qū)分度良好[22]，能夠從不同角度反映社區(qū)老年人對年齡歧視的態(tài)度。

3.2 中文版矛盾年齡歧視量表的效度良好

3.2.1 內(nèi)容效度 內(nèi)容效度結(jié)果表明，I-CVI 為1.000，S-CVI/UA 為1.000。 一般認為專家人數(shù)≥6 名時，ICVI≥0.78，S-CVI/UA≥0.8，可提示內(nèi)容效度良好[14]?？梢娏勘硭鶞y內(nèi)容能較好評估測量人群遭受年齡歧視的現(xiàn)狀。

3.2.2 結(jié)構(gòu)效度 KMO 檢驗和Bartlett 球形檢驗用于評估樣本的充足性、 變量間的相關性以及各變量之間是否相互獨立，KMO 值為0.764，Bartlett 球形檢驗χ2=946.921（P＜0.001），表明可以進行下一步因子分析。 在探索性因子分析中，固定因子數(shù)量后，3 因子模型的累計方差解釋率＞50%。 原量表將條目1 分屬認知幫助/保護維度[3]，而本研究進行主成分分析正交旋轉(zhuǎn)后，條目1 被歸為不想要的幫助維度，但條目1 的內(nèi)涵主要偏向于從認知層面對老年人以所謂“善意”的方式灌輸因年紀大而“無能”這種思維，而不是側(cè)重于行為層面上的“過度幫助”；且條目1 在矛盾年齡歧視量表開發(fā)時因子載荷僅0.47， 交叉載荷也僅為0.37[3]，在本研究中條目1 因子載荷雖為0.618，但仍小于其他條目因子載荷。 經(jīng)綜合考慮后，將條目1 刪除。在探索性因子分析的基礎上，采用另一組數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析。 驗證性因子分析結(jié)果表明一階三因子、 二因子及二階模型擬合均良好（χ2/df＜3.000，RMSEA、SRMR＜0.080，CFI、TLI＞0.900），可將認知幫助/保護、不想要的幫助兩個維度合并成善意年齡歧視，與吳洪翔等[8]在我國大學生群體中的研究結(jié)果不一致，與Barroso[23]在葡萄牙教區(qū)居民中的研究結(jié)果一致，可見二因子（或二階）模型擬合是否良好可能與被試是否納入了老年人有關。 年輕人在日常生活中可能對老年人實施了年齡歧視的刻板印象或行為，或許是以所謂“善意”的方式（比如過度保護、提供給老年人不想要的幫助等），他們并不認為這種態(tài)度是對老年人的歧視；而老年人相比于年輕人對敵意、善意年齡歧視的感知更為敏感。 可見中文版矛盾年齡歧視量表可以區(qū)分我國社區(qū)老年人對敵意和善意年齡歧視的態(tài)度，同時也為兩者的比較提供了更加便捷的方式。

3.2.3 收斂效度、區(qū)分效度及效標關聯(lián)效度 收斂效度表示同一個潛在變量下的測量變量的相關性（聚集性），區(qū)分效度表示潛在變量之間的區(qū)分性[10]。 本研究各條目SRW 在0.815～0.919 之間，各維度AVE 值分別為0.726、0.811、0.797，各維度組合信度CR 值分別為0.841、0.963、0.940。 結(jié)果表明各條目的SRW>0.5，AVE>0.5，CR>0.7，表明收斂效度良好。 AVE 平方根均大于各維度間的相關系數(shù)[19]，結(jié)果可見區(qū)分效度良好。此外，在效標關聯(lián)效度上r=0.702，說明中文版矛盾年齡歧視量表在社區(qū)老年人中具有實證性及有效性，可以進行推廣。

3.3 中文版矛盾年齡歧視量表的信度良好 在信度檢驗中， 刪除條目后總量表及分維度Cronbach α系數(shù)分別為0.902、0.880、0.930、0.906， 刪除條目前后量表總的Cronbach α 系數(shù)從0.837 提升至0.902。量表總的Guttman 折半信度為0.774，Omega 組合信度為0.890，間隔4 周后重測信度為0.780，均>0.7。表明中文版矛盾年齡歧視量表在社區(qū)老年人群中具有良好的內(nèi)部一致性， 各條目具有較好的同質(zhì)性和跨時間穩(wěn)定性。

4 本研究的局限性及展望

中文版矛盾年齡歧視量表依據(jù)嚴格的心理測量學分析，最終刪除1 個條目，保留原量表中的12 個條目。量表內(nèi)容適用于中國社區(qū)老年人，可區(qū)分老年人對敵意、善意年齡歧視的態(tài)度，為我國老年人年齡歧視的發(fā)現(xiàn)及研究擴寬了新思路。 但經(jīng)篩選后，認知幫助/保護維度僅剩下2 個條目，不足以支撐一個合理的維度，未來建議通過對老年人的質(zhì)性訪談， 補充該維度條目內(nèi)容。本次調(diào)研僅局限在濟南城市社區(qū)，尚未擴展農(nóng)村地區(qū)及養(yǎng)老機構(gòu)，因此人群代表性較弱，建議調(diào)研中國多個省市地區(qū)居住在城市和農(nóng)村的老年人， 對該量表信效度加以檢驗，使其更好地推廣及應用。

[致謝] 感謝多倫多大學Alison Chasteen 博士對該量表在中國老年人群中修訂的默許及認可， 感謝貴州師范大學吳洪翔、 吳文峰教授對初始量表中文翻譯版的提供和支持。