丁心舒，孙乐菲，高伟，鲁琦，闫畅，刘德山，3
（1.山东大学护理与康复学院，山东济南 250012；
2.山东大学齐鲁医院，山东济南 250012；
3.山东省老年医学学会，山东济南 250012）
依据刻板印象内容模型[1]以及矛盾性别歧视的研究[2]，Cary 首次将因年龄对老年人的一种复杂偏见态度定义为“矛盾年龄歧视”[3]。
矛盾年龄歧视包括敌意年龄歧视和善意年龄歧视。
敌意年龄歧视是普遍认为的忽视、虐待等直接、明显的方式表达；
善意年龄歧视是用表面积极、 善意的方式传达偏见态度，这种情况很难被识别[3-4]。
例如过度保护、家长式作风等， 表面看起来是帮助老年人， 实则具有控制性，会对老年人造成潜在伤害[5-6]。
那么，要想识别和管理年龄歧视， 一个可以同时测量这2 种形式的评估工具至关重要。因敌意年龄歧视更容易被察觉，目前国内侧重这一方面的测量较多， 而关于善意的研究较为缺乏， 矛盾年龄歧视量表 （The Ambivalent Ageism Scale，AAS）恰好可以弥补这一局限。
该量表目前在葡萄牙60 岁及以上老年人群体[7]中应用，信效度良好。2022 年中国学者吴洪翔等[8]将其翻译，并应用在大学生群体， 其是否适用中国老年群体的证据还需补充。基于此，本研究将翻译后的矛盾年龄歧视量表应用在我国社区老年人群，并进行调适，以衡量我国社区老年人对敌意和善意年龄歧视态度，弥补国内缺少评估老年人善意年龄歧视的不足， 为未来扩展老年人年龄歧视这一领域研究提供依据和参考。
1.1 研究对象 采用便利抽样法， 于2023 年1—4月选取山东省济南市历下区、天桥区、槐荫区中3 个社区的老年人作为调查对象。
纳入标准：（1）年龄≥60岁；
（2）具有一定的认知理解能力，能够进行有效的语言沟通；
（3）自愿并且能够参加。
排除标准：（1）患有精神疾病者；
（2）存在视、听障碍或调查时不在社区导致无法收集资料者；
（3）处于急性疾病、慢性疾病的急性发作期或合并有重大疾病或处于终末期。本研究已获山东大学护理与康复学院伦理委员会的批准（2022-R-111）。
本研究调查共收集2 组样本数据。
发放402 份，获有效问卷377 份，有效率93.8%。样本1：一组用于项目分析和探索性因子分析，样本量为条目数的5～10 倍[9]，初始量表有13 个条目，考虑20%的无效样本，样本量为78～156 名，本组实际纳入130 名；
另一组用于验证性因子分析，要求样本量不少于200 名[10]，因此本组纳入247 名。样本2：便利选取样本1 中的30 人作为重测样本。
1.2 研究工具
1.2.1 一般资料调查表 由研究者自行设计， 主要包含年龄、性别、文化水平、婚姻状况、月收入、参与社交活动情况、自评健康状态等基本信息。
1.2.2 矛盾年龄歧视量表 （The Ambivalent Ageism Scale，AAS） 本量表由Cary 等[3]于2017 年编制，3个维度共13 个条目，包括认知帮助/保护、不想要的帮助、敌意年龄歧视。
其中，前2 个维度（条目1～9）构成善意年龄歧视，第3 个维度（条目10～13）评估敌意年龄歧视。
采用Likert 7 点计分“非常不同意（1）～非常同意（7）”，在葡萄牙老年人中总量表Cronbach α系数为0.86[7]。
分数越高，代表老年人经历的年龄歧视越严重。
1.2.3 日常年龄歧视量表 （The Everyday Ageism Scale，EAS） 本量表是由美国学者Allen 等[11]于2022年开发并验证， 它被用来评估老年人在日常生活中报告经历年龄歧视的数量。
该量表共有3 个维度10个条目，分别是接触年龄歧视信息的频率（2 项）；
人际互动中发生年龄歧视的频率（5 项）；
内化的年龄歧视（3 项）。
采用Likert 4 级评分，量表前7 个条目的对应选项为“通常（3）～从不（0）”；
后3 个条目的对应选项为“强烈同意（3）～强烈不同意（0）”。量表得分越高， 表明日常年龄歧视越严重。
在本研究中的Cronbach α 系数为0.738。
1.3 资料收集方法 经与居委会协商并征得其同意后， 由经过培训的本院护理学专业5 名研究生作为调查员，在社区广场和居委会活动室进行调研。调查前向老年人做好调研目的、填写要求、保密性等方面的介绍，知情许可后发放纸质问卷。本次调研由老年人自行填写，对于填写有困难的老年人，由调查员根据意见代为填写。确保无漏项后，赠送老年人洗手液、毛巾等礼品。
1.4 统计学方法 使用SPSS 26.0 对一般资料采用频数、构成比描述计数资料特征，对量表应用题总相关和极端分组法进行项目分析， 应用主成分分析和最大方差旋转法进行探索性因子分析， 利用Cronbach α系数检验内部一致性信度，Guttman Split-Half 系数计算折半信度，Omega 系数计算组合信度， 采用Pearson 相关分析评估重测信度、效标关联效度。
使用Amos24.0 通过验证性因子分析进行结构效度、组合信度检验， 用插件计算AVE、AVE 平方根评估收敛效度及区分效度。本研究记录以下测量指标：条目水平的内容效度指数（Item-content validity index，ICVI）、 量表水平的内容效度指数 （Scale-content validity index，S-CVI）、全体一致S-CVI（S-CVI/UA，universal agreement）、t、P、Cronbach α 系数、Guttman Split-Half 系数、Omega 系数、相关系数（r）、卡方（χ2）、自由度 （df）、 近似误差均方根 （Root Mean Square Error of Approximation，RMSEA）、 比较拟合指数（Comparative Fit Index，CFI）、 非规范适配指数（Tucker -Lewis Index，TLI）、 标化残差均方根（Standardized Root Mean Square Residual，SRMR）、标准化因子载荷 （Standardized Regression Weights，SRW）、组合信度（Composite Reliability，CR）、平均提取方差值（Average Variance Extracted，AVE）[8，12]。
检验水准为0.05。
2.1 一般资料 本研究共调查377 名老年人，其中男169 名（44.8%），女208 名（55.2%）。
年龄60～64 岁84 名（22.3%），65～69 岁73 名（19.4%），70～74 岁85名（22.5%），75～79 岁69 名（18.3%），≥80 岁66 名（17.5%）。
文化程度：小学及以下105 名（27.9%），初中92 名（24.4%），高中/中专125 名（33.1%），大专及以上55 名（14.6%）。
婚姻状况：已婚270 名（71.6%），未婚3 名（0.8%），丧偶82 名（21.8%），离异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%）。
参与社交活动：从不参加115名（30.5%），偶尔参加139 名（36.9%），经常参加123名（32.6%）。
自评健康状况：很好66 名（17.5%），较好155 名（41.1%），一般115 名（30.5%），较差33 名（8.8%），很差8 名（2.1%）。
2.2 项目分析 项目分析采用题总相关和极端分组法。
通过Pearson 相关分析检验矛盾年龄歧视量表每个条目与总分的相关性， 各条目均具有统计学意义（r=0.405～0.700，P＜0.01）；
同时，将量表总分由低到高排序，前27%为低分组，后27%为高分组，通过独立样本t 检验比较2 组在每个条目上的均分，结果差异均有统计学意义（P＜0.001）[13]。
项目分析结果表明各条目具有良好的区分度，可进行因子分析。结果见表1。
表1 中文版矛盾年龄歧视量表各条目的值与总分的相关（r）及高低分组的差异（t）（n=130）
2.3 效度检验
2.3.1 内容效度 6 名老年护理方向相关专家对翻译后的矛盾年龄歧视量表（13 条目）进行内容效度评价，选项采用4 级评分，“不相关、弱相关、较强相关、非常相关”分别对应“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为1.000，S-CVI/UA 为1.000， 提示量表内容效度较好。
2.3.2 结构效度
2.3.2.1 探索性因子分析 分析结果显示（n=130），矛盾年龄歧视量表的KMO 值为0.764，Bartlett 球形检验χ2=946.921（P＜0.001），可进行下一步分析。
参考原问卷3 个因子，因此限定因子数为3，累计方差解释率为66.359%，其中A1 被归为因子1，因与此维度内涵不符，故将其删除。
将其余12 个条目再次进行探索性因子分析，以各条目因子载荷大于0.400为筛选标准[15-16]，结果显示，KMO 值为0.743，Bartlett球形检验χ2=863.242（P＜0.001），提取出3 个特征值大于1 的因子，累计方差解释率为68.351%，具体因子负荷结果见表2。
表2 中文版矛盾年龄歧视量表探索性因子分析结果（n=130）
2.3.2.2 验证性因子分析 删除条目1 后进行验证性因子分析（n=247）。
首先验证三因子模型拟合效果，模型图见图1。
其次尝试在三因子模型加入二阶因素进行拟合[17]，结果显示，各项指数均相等；
然后试图将因子1（不想要的帮助）和因子3（认知帮助/保护）合并为新的因子“善意年龄歧视”，与“敌意年龄歧视”构成一阶二因子模型。
结果见表3，一阶三因子、二因子模型和二阶模型中各指标符合心理测量学要求，拟合效果理想，均具有良好的结构效度[18]。
图1 中文版矛盾年龄歧视量表一阶三因子结构方程模型
表3 中文版矛盾年龄歧视量表验证性因子分析模型拟合指数结果（n=247）
2.3.2.3 收敛效度及区分效度 一阶三因子模型中各条目的SRW 在0.815～0.919 之间，各维度AVE 值分别为0.726、0.811、0.797， 各维度组合信度CR 值分别为0.841、0.963、0.940，SRW>0.5，AVE>0.5，CR>0.7，表明该量表收敛效度良好；
且AVE 平方根均大于各维度间的相关系数[19]，如表4 所示，表明该量表区分效度良好[18]。
表4 中文版矛盾年龄歧视量表维度间相关系数、AVE 值及AVE 平方根
2.3.2.4 效标关联效度 以日常年龄歧视量表[11]为效标工具， 与中文版矛盾年龄歧视量表做Pearson相关分析，二者得分成正相关（r=0.702，P<0.001）。
2.4 信度检验 原量表总的Cronbach α 为0.837，删除1 个条目后的中文版矛盾年龄歧视量表总量表和3 个维度的Cronbach α 分别为0.902、0.880、0.930、0.906， 总量表的Guttman 折半信度为0.774，Omega组合信度为0.890。
间隔4 周后选择30 名老年人再次进行测验，重测信度为0.780，各维度的重测信度在0.639～0.783 之间。
3.1 中文版矛盾年龄歧视量表的区分度较好 项目分析主要用于检验量表每个题项的适切或可靠程度[20]。
本研究主要采用题总相关分析和极端分组法检验各条目是否具有区分高低水平被试的能力。
结果表明， 矛盾年龄歧视量表每个条目得分与总分的相关系数在0.405～0.700 之间，均高于0.3，说明各个条目与量表具有较好的同质性[21]；
极端分组后，各条目在高低分组的差异t 值在4.060～13.337 之间，均高于3，可见条目区分度良好[22]，能够从不同角度反映社区老年人对年龄歧视的态度。
3.2 中文版矛盾年龄歧视量表的效度良好
3.2.1 内容效度 内容效度结果表明，I-CVI 为1.000，S-CVI/UA 为1.000。
一般认为专家人数≥6 名时，ICVI≥0.78，S-CVI/UA≥0.8，可提示内容效度良好[14]。可见量表所测内容能较好评估测量人群遭受年龄歧视的现状。
3.2.2 结构效度 KMO 检验和Bartlett 球形检验用于评估样本的充足性、 变量间的相关性以及各变量之间是否相互独立，KMO 值为0.764，Bartlett 球形检验χ2=946.921（P＜0.001），表明可以进行下一步因子分析。
在探索性因子分析中，固定因子数量后，3 因子模型的累计方差解释率＞50%。
原量表将条目1 分属认知帮助/保护维度[3]，而本研究进行主成分分析正交旋转后，条目1 被归为不想要的帮助维度，但条目1 的内涵主要偏向于从认知层面对老年人以所谓“善意”的方式灌输因年纪大而“无能”这种思维，而不是侧重于行为层面上的“过度帮助”；
且条目1 在矛盾年龄歧视量表开发时因子载荷仅0.47， 交叉载荷也仅为0.37[3]，在本研究中条目1 因子载荷虽为0.618，但仍小于其他条目因子载荷。
经综合考虑后，将条目1 删除。在探索性因子分析的基础上，采用另一组数据进行验证性因子分析。
验证性因子分析结果表明一阶三因子、 二因子及二阶模型拟合均良好（χ2/df＜3.000，RMSEA、SRMR＜0.080，CFI、TLI＞0.900），可将认知帮助/保护、不想要的帮助两个维度合并成善意年龄歧视，与吴洪翔等[8]在我国大学生群体中的研究结果不一致，与Barroso[23]在葡萄牙教区居民中的研究结果一致，可见二因子（或二阶）模型拟合是否良好可能与被试是否纳入了老年人有关。
年轻人在日常生活中可能对老年人实施了年龄歧视的刻板印象或行为，或许是以所谓“善意”的方式（比如过度保护、提供给老年人不想要的帮助等），他们并不认为这种态度是对老年人的歧视；
而老年人相比于年轻人对敌意、善意年龄歧视的感知更为敏感。
可见中文版矛盾年龄歧视量表可以区分我国社区老年人对敌意和善意年龄歧视的态度，同时也为两者的比较提供了更加便捷的方式。
3.2.3 收敛效度、区分效度及效标关联效度 收敛效度表示同一个潜在变量下的测量变量的相关性（聚集性），区分效度表示潜在变量之间的区分性[10]。
本研究各条目SRW 在0.815～0.919 之间，各维度AVE 值分别为0.726、0.811、0.797，各维度组合信度CR 值分别为0.841、0.963、0.940。
结果表明各条目的SRW>0.5，AVE>0.5，CR>0.7，表明收敛效度良好。
AVE 平方根均大于各维度间的相关系数[19]，结果可见区分效度良好。此外，在效标关联效度上r=0.702，说明中文版矛盾年龄歧视量表在社区老年人中具有实证性及有效性，可以进行推广。
3.3 中文版矛盾年龄歧视量表的信度良好 在信度检验中， 删除条目后总量表及分维度Cronbach α系数分别为0.902、0.880、0.930、0.906， 删除条目前后量表总的Cronbach α 系数从0.837 提升至0.902。量表总的Guttman 折半信度为0.774，Omega 组合信度为0.890，间隔4 周后重测信度为0.780，均>0.7。表明中文版矛盾年龄歧视量表在社区老年人群中具有良好的内部一致性， 各条目具有较好的同质性和跨时间稳定性。
中文版矛盾年龄歧视量表依据严格的心理测量学分析，最终删除1 个条目，保留原量表中的12 个条目。量表内容适用于中国社区老年人，可区分老年人对敌意、善意年龄歧视的态度，为我国老年人年龄歧视的发现及研究扩宽了新思路。
但经筛选后，认知帮助/保护维度仅剩下2 个条目，不足以支撑一个合理的维度，未来建议通过对老年人的质性访谈， 补充该维度条目内容。本次调研仅局限在济南城市社区，尚未扩展农村地区及养老机构，因此人群代表性较弱，建议调研中国多个省市地区居住在城市和农村的老年人， 对该量表信效度加以检验，使其更好地推广及应用。
[致谢] 感谢多伦多大学Alison Chasteen 博士对该量表在中国老年人群中修订的默许及认可， 感谢贵州师范大学吴洪翔、 吴文峰教授对初始量表中文翻译版的提供和支持。
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