Валидация русскоязычной версии общего опросника SF-36 в Якутии

Тип работы:
Статья
Предмет:
Социология


Узнать стоимость

Детальная информация о работе

Выдержка из работы

УДК: 614.1. (571. 56)

Научно-исследовательский институт здоровья Северо-Восточного федерального университета им. М. К. Аммосова, лаборатория медико-социальных исследований качества жизни населения севера, Якутск

Валидация русскоязычной версии общего опросника SF-36 в якутИИ

Захарова Р.Н., Михайлова А. Е., Ионова Т. И., Кривошапкин В. Г.

Резюме

Проверка психометрических свойств русской версии опросника SF-36 в якутской популяции проводилась на этапе пилотного исследования в рамках популяционного исследования качества жизни населения Республики Саха (Якутия). В исследование были включены 684 респондента, проживающие в сельской местности. Для получения данных об удовлетворительных качествах опросника SF-36 в якутской популяции оценивали его надежность и конструктную валидность. Анализ надежности шкал опросника SF-36 проводили с помощью оценки внутреннего постоянства посредством вычисления коэффициента Кронбаха. Были получены высокие значения б-коэффициента Кронбаха для 6 из 8 шкал опросника от 0,7 до 0,9 (за исключением шкалы социального функционирования и общего здоровья). При оценке валидности методом «известных групп» показано достоверное отличие показателей качества жизни в зависимости от пола и возраста (р< 0,001 и р< 0,0001, соответственно). С помощью факторного анализа была проверена предполагаемая структура опросника. Русская версия опросника SF-36 может быть использована для популяционных исследований качества жизни населения Республики Саха (Якутия) с учетом особенностей оценки качества жизни в якутской популяции.

Ключевые слова: качество жизни, валидация, психометрические свойства, популяция якутов.

Zakharova R.N., Mikhailova A.E., Ionova T.I., Krivoshapkin V.G.

The goal of our team was to evaluate the psychometric properties of the Russian version of the RAND SF-36 questionnaire during the quality of life population study in Yakutia (Russia). The study included 684 respondents living in rural areas. The reliability and the construct validity of the SF-36 (Russian version) were assessed. Internal consistency reliability of the SF-36 was measured for each of the multiple-item scales and was satisfactory. Chronbach’s alpha coefficient for 6 of 8 scales was 0. 5−0.9 (except the social functioning and overall health). The construct validity of the questionnaire was proved by «known-group» comparison: a significant difference in quality of life data according to sex and age was shown (p< 0,001 and p< 0,0001 respectively). The suggested structure of the questionnaire was tested with the help of factor analysis. Thus, the Russian version of the SF-36 questionnaire is a reliable and valid tool to be used in quality of life studies in the Yakut population.

Keywords: quality of life, validation, psychometric properties, the population of the Yakuts.

психометрический опросник валидность популяция

Введение

Известно что, результаты популяционного исследования качества жизни во многом зависят от выбора опросника. Правильный выбор инструмента исследования обеспечивает достоверные данные о качестве жизни изучаемой группы респондентов или популяции [5, 6]. Общие опросники, оценивая широкий спектр функций восприятия здоровья, могут быть использованы для сравнения пациентов, страдающих различными заболеваниями, а также для изучения качества жизни в популяции. В связи с тем, что стандартизированные общие опросники качества жизни, используемые в популяционных исследованиях, были созданы на английском языке, вопросы культурной и языковой адаптации, проверки их психометрических свойств всегда встают перед исследователями в России [1]. Межнациональным центром исследования качества жизни проведено тестирование и приведены доказательства пригодности (валидация) русской версии общего опросника RAND SF-36 [3].

Общий опросник SF-36 использовался с целью изучения популяционных показателей качества жизни качества жизни населения Республики Саха (Якутия). Корректное применение опросников качества жизни в новой популяции, в частности в популяции якутов, возможно, если проведена валидация, и имеются данные об удовлетворительных психометрических свойствах инструмента. При использовании опросника в новой этнолингвистической среде достаточно проверить его надежность и конструктивную валидность [3].

Пациенты и методы

В исследование были включены лица обоего пола от 15 лет и старше, проживающие в сельской местности Республики Саха (Якутия), из различных социальных групп, вне зависимости от наличия или отсутствия у них какого-либо соматического заболевания. В исследование не были включены лица, имеющие какую-либо группу инвалидности.

Критерии включения:

1. Информированное согласие респондентов на участие в исследовании;

2. Принадлежность к коренной национальности;

3. Умение читать и писать на русском языке.

Средний возраст выборки составил 43 года (стандартное отклонение 16,9). Диапазон возраста — от 15 до 88 лет. Распределение по полу (мужчины/женщины) — 220/464.

Основным инструментом исследования качества жизни был выбран общий опросник SF-36 [7]. Опросник SF-36 был выбран по следующим причинам:

· опросник является наиболее распространенным общим опросником качества жизни, широко применяющимся как в популяционных, так и в специальных исследованиях качества жизни;

· опросник был переведен на русский язык, и адекватность переведенной версии уже была проверена в ряде научных исследований;

· опросник достаточно прост и удобен, на его заполнение требуется около 10−15 минут;

· опросник может быть заполнен респондентом самостоятельно.

Проверка психометрических свойств включала определение надежности опросника и конструктной валидности. Конструктная валидность оценена с помощью двух методик: метод «известных групп» и факторный анализ.

Тестирование распределения исследованных баллов на соответствие нормальному закону проведено с помощью построения частотной гистограммы и теста Колмогорова-Смирнова. В связи с тем, что распределение баллов большинства шкал опросника отличалось от нормального, для оценки статистической значимости различий средних значений баллов в группах сравнения использованы непараметрические методы: парный критерий Манна-Уитни (Mann-Whitney U-test) и дисперсионный анализ Краскела-Уоллеса (Kruskal-Wallis ANOVA) [2, 4].

Анализ надежности шкал опросника SF-36 проводили с помощью оценки внутреннего постоянства посредством вычисления коэффициента Кронбаха. Для оценки конструктной валидности опросника применены методы факторного анализа (метод главных компонент, вращение Varimax) и метод «известных групп».

Результаты и обсуждение

Для оценки надежности было исследовано внутреннее постоянство шкал опросника путем расчета б-коэффициента Кронбаха (табл. 1).

Табл. 1. Значения б-коэффициента Кронбаха для шкал опросника SF-36

Показатель

Шкалы опросника SF-36

ФФ

РФФ

Б

ОЗ

Ж

СФ

РЭФ

ПЗ

Коэффициент Кронбаха

0,9

0,9

0,8

0,5

0,7

0,6

0,9

0,7

Из данных табл. 1 видно, что величина б-коэффициента Кронбаха колебалась от 0,5 до 0,9. Для 6 из 8 шкал он оказался высоким. Для шкалы социального функционирования и общего здоровья величина б-коэффициента Кронбаха составила 0,6 и 0,5, соответственно, что ниже рекомендуемых (> 0,7). Однако эти значения сходны с таковыми для русской версии опросника [3]. Это позволяет сделать вывод о том, что большинство шкал характеризуются удовлетворительными показателями надежности.

При оценке конструктной валидности методом «известных групп» высказывалось наиболее вероятное предположение о достоверных отличиях показателей качества жизни в зависимости от пола и возраста. Так, при сравнении показателей качества жизни у мужчин и женщин были получены статистически значимые различия между группами по всем шкалам SF-36 (p< 0,001) (табл. 2).

Табл. 2. Показатели качества жизни у мужчин и женщин (p< 0,001)

Шкалы опросника

Мужчины (n=220)

Женщины (n=464)

Среднее знач.

станд. откл.

Медиана (25−75%)

Среднее знач.

станд. откл.

Медиана (25−75%)

ФФ

87,04

21,46

95 (90−100)

73,82

29,24

85 (57,50−95)

РФФ

79,43

37,77

100 (75−100)

63,68

43,45

100 (0−100)

Б

75,95

27,65

100 (51−100)

65,38

29,02

62 (41−100)

ОЗ

57,60

17,44

60 (45−72)

51,33

15,90

50 (40−62)

Ж

69,38

16,18

70 (55−80)

59,46

18,27

60 (50−75)

СФ

85,00

18,52

87,5 (75−100)

75,51

22,15

75 (62,5−100)

РЭФ

77,27

37,80

100 (66,67−100)

65,87

43,45

100 (0−100)

ПЗ

73,56

15,84

76 (64−84)

66,20

17,18

68 (54−80)

Из табл. 2 видно, что мужчины имели более высокие значения показателей КЖ, чем у женщины.

При проведении множественного сравнения параметров качества жизни в группах в зависимости от возраста получены статистически значимые различия по всем шкалам опросника SF-36 (p< 0,0001), наиболее выраженные по шкалам физического и ролевого физического функционирования (рис. 1).

Рис. 1. Показатели физического и ролевого физического функционирования в различных возрастных группах, (p< 0,0001)

Для проведения статистического анализа в разных возрастных группах все респонденты были разделены на шесть возрастных групп с 10-летним шагом:

· Группа 1: 15−24 года, n=116;

· Группа 2: 25−34 года, n=87;

· Группа 3: 35−44 года, n=149;

· Группа 4: 45−54 года, n=149;

· Группа 5: 55−64 года, n=88;

· Группа 6: ?65 лет, n=95.

В ходе дальнейшего парного сравнения данных между группами с помощью апостериорного статистического критерия (Dunn's Multiple Comparison Test) получены статистически значимые различия между отдельными парами групп по разным шкалам опросника, за исключением следующих групп: 1 и 2, 2 и 3, 3 и 4, 4 и 5. В табл. 3 показаны различия между группами респондентов в зависимости от возраста с указанием величины p по данным Dunn’s Multiple Comparison Test. Максимальное количество различий (по семи шкалам) получено между группами 1 и 4, 1 и 6, 2 и 6, а также 3 и 6.

Табл. 3. Анализ различий между группами респондентов различного возраста

Сравниваемые группы

Шкалы

ФФ

РФФ

Б

ОЗ

Ж

СФ

РЭФ

ПЗ

1−2

-

-

-

-

-

-

-

-

1−3

+

+

+

-

+

-

-

-

1−4

+

+

+

+

+

+

+

-

1−5

+

+

+

+

+

-

+

-

1−6

+

+

+

+

+

+

+

-

2−3

-

-

-

-

-

-

-

-

2−4

+

+

-

-

-

-

-

-

2−5

+

+

+

-

-

-

-

-

2−6

+

+

+

+

+

+

+

-

3−4

-

-

-

-

-

-

-

-

3−5

+

-

-

-

-

-

-

-

3−6

+

+

+

+

+

+

+

-

4−5

-

-

-

-

-

-

-

-

4−6

+

+

+

-

+

-

+

-

5−6

+

+

+

-

-

-

-

-

Kruskal-Wallis statistic

160,6

90,34

76,26

47,61

44,63

29. 95

44,05

1,778

P value<

0,0001

0,0001

0,0001

0,0001

0,0001

0,0001

0,0001

-

Примечание: + статистически значимые различия найдены, — статистически значимые различия не найдены

Полученные результаты свидетельствуют о способности опросника устанавливать отличия показателей качества жизни в зависимости от пола и возраста, что свидетельствует об удовлетворительной валидности опросника.

Другим методом оценки конструктной валидности является факторный анализ. Этот метод обеспечивает экспериментальную проверку предполагаемой структуры опросника. Согласно данным авторов опросника 36 вопросов должны формировать два фактора или компонента здоровья (физический и психический). Факторная модель была построена методом главных компонент с вращением факторной оси варимакс с нормализацией Кайзера (табл. 4):

Табл. 4. Оценка конструктной валидности опросника SF-36 методом факторного анализа

Вопросы

Факторы

1 (физический компонент)

2 (компонент ролевой деят-ти)

3 (психический комп-нт)

0,864

0,846

0,843

0,841

0,836

0,800

0,784

0,779

0,628

0,491

0,793

0,790

0,781

0,778

0,775

0,768

0,732

8

0,512

7

0,506

6

0,475

0,726

0,689

0,618

0,609

0,608

0,592

0,584

0,577

0,483

11г

0,479

10

0,412

11в

0,169

0,178

0,350

1

0,300

0,298

0,337

11б

0,157

-0,270

-0,349

11а

0,247

0,187

0,240

При этом выявлено, что вопросы, характеризующие ролевую деятельность (4а, 4б, 4 В, 4 г, 5а, 5б, 5 В, 6), оценку интенсивности боли, а также влияние боли на повседневную деятельность респондентов, не относились ни к первому (физический компонент), ни ко второму фактору (психический компонент), а отчетливо сформировали дополнительный фактор, обозначенный нами как компонент ролевой деятельности. Это можно объяснить особенностью менталитета исследуемой популяции, связанной с условиями проживания людей на Крайнем Севере. Как известно, северный человек в силу обитания в суровой климатической среде в эмоциональном плане более сдержан и вынослив. Данная черта характера вполне может отразиться на ответах опросника SF-36. Если даже физическое состояние не очень хорошее, он не может, например, сократить количество времени, затрачиваемое на определенную работу при температуре окружающей среды -60°С зимой, так как от этого зависит его жизнь и он вынужден выполнить качественно весь объем работ. При этом его физическое или тем более эмоциональное состояние не будут влиять на ролевую деятельность.

Вопросы 1, 11а, 11б, 11 В не относились ни к одному из выявленных факторов. При характеристике утверждений относительно своего здоровья респонденты отвечали оптимистично независимо от наличия физического ограничения или плохого эмоционального состояния. Можно предположить, что особенности менталитета якутской популяции оказывают заметное влияние на оценку ими ролевой деятельности и общего здоровья.

Следовательно, большинство вопросов опросника формировали два основных фактора (физический и психический). При этом выявлено наличие дополнительного третьего фактора, относящегося к ролевой деятельности, что требует более детального изучения.

Заключение

Проведена оценка психометрических свойств русской версии общего опросника SF-36 в популяции якутов. Подтверждены удовлетворительные психометрические свойства опросника; выявлены особенности оценки разных компонентов качества жизни у якутов. Опросник SF-36 может быть использован для изучения популяционных показателей качества жизни населения Республики Саха (Якутия) с учетом особенностей оценки качества жизни в популяции якутов.

Литература

1. Амирджанова В. Н. Ревматоидный артрит и качество жизни больных: методология исследований, валидации инструментов, оценка эффективности терапии: автореф. дис. … д-ра мед. наук / В. Н. Амирджанова — М., 2008. — 46 с.

2. Гланц С. Медико-биологическая статистика / С. Гланц — М.: Практика, 1998. — 459 c.

3. Новик А. А. Руководство по исследованию качества жизни в медицине / А. А. Новик, Т. И. Ионова. — М.: ОЛМА Медиа Групп. — 2007. — 320 с.

4. Реброва О. Ю. Статистический анализ медицинских данных. Применение пакета статистических программ STATISTICA / О. Ю. Реброва. — М.: МедиаСфера, 2002. — 312 c.

5. Bowling A. Social networks, health and emotional well-being among oldest old in London / Bowling A., Browne P. // J. Gerontology. — 1991. — Vol. 46. — P. 20−32.

6. Cella D.F. 61 Quality of life: the concert // Journal of Palliative Care. — 1992. — Vol. 8, N 3. — P. 8−13.

7. http: //www. rand. org/health/surveys_tools/mos/mos_core_36item_scoring. html.

ПоказатьСвернуть
Заполнить форму текущей работой