Trafność i rzetelność kwestionariusza ogólnej oceny stanu zdrowia ...

Czas. Stomatol., 2009, 62, 9, 751-763 

© 2009 Polish Dental Society 

http://www.czas.stomat.net 

Trafność i rzetelność kwestionariusza ogólnej 

oceny stanu zdrowia SF-36 w populacji chorych na 

nowotwory głowy i szyi 

Validity and reliability of the SF-36 health questionnaire in patients 

with cancer of the head and neck 

Katarzyna Zawisza 1 , Beata Tobiasz-Adamczyk 1 , Jan Zapała 2 , 

Tomasz Marecik 2 

Z Zakładu Socjologii Medycyny, Katedry Epidemiologii i Medycyny Zapobiegawczej UJCM 1 

Kierownik: prof. dr hab. B. Tobiasz-Adamczyk 

Z Katedry Chirurgii Szczękowo–Twarzowej UJCM 2 

Kierownik: prof. dr hab. med. J. Zapała. dr hab. med. Jan Zapała 

Summary 

Introduction: The concept of health-related quality 

of life (HRQoL) generates increasing interest in 

clinical medicine. This is particularly useful for 

long-term medical care patients, or in cases of 

temporary or incomplete recovery. 

Aim of the study: To assess validity and reliability 

of the SF-36 questionnaire in patients receiving 

treatment for head and neck cancer. 

Material and methods: Between 2003-2008, 212 

patients were treated for cancer of the head and 

neck in the Department of Maxillofacial Surgery of 

the Jagiellonian University in Cracow. Validity was 

analysed in two aspects: construct validity using 

principal component analysis, and criterion validity 

evaluated by means of Darthmoth COOP Charts 

scale. Scale reliability analysis was done by means 

of two methods: Cronbach’s alpha coefficient to 

estimate internal consistency of the scale, and testretest 

method estimating its absolute stability. 

Conclusion: The SF-36 Health Survey questionnaire 

when applied to the population of patients with 

cancer of the head and neck is valid and reliable. 

Streszczenie 

Wprowadzenie: koncepcja jakości życia warunkowanej 

stanem zdrowia wzbudza rosnące zainteresowanie 

w medycynie klinicznej. Jest ona szczególnie 

przydatna w ocenie chorych objętych długoterminową 

opieką medyczną lub w przypadku czasowego 

bądź niepełnego powrotu do zdrowia. 

Cel pracy: oceniono trafność i rzetelność skali SF- 

-36 w badaniach jakości życia chorych leczonych z 

powodu nowotworów głowy i szyi. 

Materiał i metody: u 212 chorych leczonych w Katedrze 

Chirurgii Szczękowo-Twarzowej UJCM w 

latach 2005-2008 z powodu nowotworów głowy 

i szyi zanalizowano dwa aspekty: trafność teoretyczną 

stosując analizę głównych składowych oraz 

trafność kryterialną, gdzie za kryterium trafności 

przyjęto skalę Darthmoth COOP Charts. Rzetelność 

skal oszacowano za pomocą dwóch metod: współczynnika 

Alpha Cronbacha służącego do pomiaru 

wewnętrznej spójności skali oraz metody test-retest 

dla oceny jej stabilności bezwzględnej. 

Wnioski: kwestionariusz oceny ogólnego stanu 

zdrowia SF-36, zastosowany w populacji pacjentów 

leczonych z powodu nowotworów głowy i szyi, cechuje 

się akceptowalną trafnością i rzetelnością. 

KEYWORDS: 

quality of life, head and neck cancer, SF-36 

questionnaire 

HASŁA INDEKSOWE: 

jakość życia, nowotwory głowy i szyi, skala SF-36 

751

K. Zawisza i in. Czas. Stomatol., 

Wstęp 

Krajowe rejestry nowotworów wykazują, iż 

nowotwory złośliwe stanowią narastający problem 

zdrowotny polskiego społeczeństwa. Co 

roku w Polsce wykrywanych jest około 125 000 

nowych zachorowań, przy czym odnotowuje 

się około 90 000 zgonów. Na nowotwory 

głowy i szyi zapada około 5500 osób rocznie, 

co stanowi 5% wszystkich zachorowań, zaś 

umiera około 3500 [4, 19-22]. Wysiłki lekarzy 

ukierunkowane na doskonalenie metod wczesnego 

rozpoznawania chorób nowotworowych 

i skuteczniejszego ich leczenia powodują, że 

wraz ze wzrostem liczby osób skutecznie wyleczonych 

niezwykle ważna staję się ocena 

wyników tego leczenia oparta nie tylko na 

kryteriach klinicznych, lecz również na miernikach 

zdrowia określających aktywność chorych 

w różnych dziedzinach życia. Dlatego też 

w ostatnich dekadach jakość życia warunkowana 

stanem zdrowia (ang. health-related quality 

of life – HRQoL) wzbudza rosnące zainteresowanie 

w medycynie klinicznej. Jest ona 

szczególnie istotna w ocenie chorych objętych 

długoterminową opieką medyczną lub w przypadku 

czasowego bądź niepełnego powrotu do 

zdrowia. Co za tym idzie, wzrasta zapotrzebowanie 

na narzędzia pomiarowe, które oddawałyby 

specyfikę pomiaru HRQoL [16, 17]. 

Często stosowanym uproszczeniem jest zaadoptowanie 

już istniejących międzykulturowych 

narzędzi pomiarowych, do nowych warunków, 

w których mają być one używane. 

Zastosowanie kwestionariusza w innym środowisku 

wymaga zbadania, w możliwie szerokim 

zakresie jego trafności i rzetelności. Pojęcie 

trafności dotyczy poprawności wniosków wyprowadzanych 

na podstawie wyników badania 

z użyciem danego narzędzia pomiarowego. 

Wyróżniamy trzy zasadnicze aspekty trafności: 

kryterialny, treściowy i teoretyczny. 

Trafność kryterialna ma na celu skonfrontowanie 

wyników badań testowych z jakimś zewnętrznym 

kryterium, zarówno testowym (np. 

inną skalą), jak i nie testowym (np. diagnozą 

lekarską). Istotą trafności treściowej jest ustalenie, 

czy zbiór pytań tworzących skalę jest 

reprezentatywną próbą wielości pytań, za pomocą 

której możemy opisać badaną zmienną. 

Najważniejszym aspektem trafności jest 

trafność teoretyczna, rozumiana jako związek 

narzędzia pomiarowego z konstruktem teoretycznym. 

Rzetelność można potraktować jako miarę 

dokładności pomiaru dokonywanego za pomocą 

kwestionariusza. Im wyższa rzetelność, tym 

większa dokładność, z jaką mierzy on daną 

zmienną i mniejszy błąd pomiaru. Ponieważ 

nie istnieje uniwersalna metoda estymacji 

współczynnika rzetelności, zalecane jest użycie 

kilku wzajemnie uzupełniających się metod. 

Wśród tych metod wyróżniamy dwa podejścia 

w ocenie rzetelności. Jedno oparte na 

stabilności dokonywanych pomiarów w czasie 

(stabilność bezwzględna) oraz drugie polegające 

na analizie spójności wewnętrznej danej 

skali [1, 2]. 

Jedną z najczęściej stosowanych obecnie 

skal, używanych w badaniach typu Medical 

outcomes study, jest The MOS 36 item Short 

Form (SF-36), będąca rozszerzoną wersją kwestionariusza 

oceny jakości życia SF-20 [7, 11, 

15, 18]. Ponieważ w polskim piśmiennictwie 

nie znaleziono prac na temat trafności i rzetelności 

testu SF-36 dla populacji pacjentów z 

nowotworami głowy i szyi, postanowiono dokonać 

oceny tego narzędzia w wyżej wymienionej 

grupie chorych. 

Cel pracy 

Celem pracy była ocena trafności i rzetelności 

kwestionariusza SF-36 stosowanego w ba- 

752

2009, 62, 9 Kwestionariusz oceny stanu zdrowia SF-36 

daniach nad jakością życia chorych leczonych 

z powodu nowotworów głowy i szyi. 

Materiał i metody 

Oceny trafności i rzetelności skali SF-36 dokonano 

u 212 chorych leczonych w Katedrze 

Chirurgii Szczękowo-Twarzowej UJCM w latach 

2005-2008 z powodu nowotworów głowy 

i szyi. Większość badanych (63,2%) stanowili 

mężczyźni. Średni wiek pacjentów wynosił 

62,7 lat (SD=14,6), przy czym zakres wieku 

to 18-92 lata. 

Polska wersja skali na użytek omawianych 

badań została stworzona na podstawie oryginalnej 

angielskojęzycznej wersji kwestionariusza 

The Short-Form-36 Health Survey (Rand 

Corporation and John E. Ware, 1990) [10]. 

Autorzy testu SF-36 wyróżniają osiem zagadnień: 

czynność fizyczna organizmu (ang. 

Physical functioning-PF), ograniczenia związane 

z zaburzeniami zdrowia fizycznego (ang. 

Role limitations due to physical health problems-RLP), 

życie społeczne (ang. Social functioning-SF), 

zdrowie psychiczne (ang. General 

mental Health-GMH), ograniczenia związane 

z zaburzeniami emocjonalnymi (ang. Role limitations 

due to emotional problems-RLE), 

witalność (ang. Vitality, energy or fatigue- 

-VEF), ból (ang. Bodily pain-BP), postrzeganie 

ogólnego stanu zdrowia (ang. General health 

perception-GHP), oraz dodatkowe pytanie: 

„Jak ocenia Pan/i ogólnie swój stan zdrowia 

w porównaniu do poprzedniego roku”. Ze 

względu na specyfikę badanej grupy postanowiono 

zastąpić powyższe pytanie trzema innymi 

dotyczącymi porównania obecnego ogólnego 

stanu zdrowia z okresem przed wystąpieniem 

objawów związanych z chorobą, przed 

zabiegiem i podczas ostatniej wizyty kontrolnej. 

Poszczególne skale zostały przekodowane, 

aby wyniki wyrażały się w punktach od 0 

do 100. Wyższa wartość oznacza większe nasilenie 

ocenianej cechy. W badaniach chorzy 

samodzielnie wypełniali kwestionariusz. Treść 

pytań i jego podział na skale oraz możliwe odpowiedzi 

zestawiono w tabeli 1. 

Do oceny trafności teoretycznej skali zastosowano 

analizę głównych składowych: oczekiwano 

korelacji zmiennych tworzących skalę 

z wyodrębnionymi głównymi składowymi 

na poziomie 0,7 (niektórzy badacze dopuszczają 

wartość 0,6). W celu uzyskania klarownej 

interpretacji struktury czynnikowej zastosowano 

rotację skośną PROMAX. Dla skali 

funkcjonowania fizycznego, gdzie mamy do 

czynienia ze zmiennymi trójwartościowymi, 

stosowanie analizy głównych składowych nie 

jest poprawnym podejściem, dlatego wykonano 

nieliniową analizę głównych składowych 

(CATPCA) [5]. 

Trafność kryterialną zweryfikowano poprzez 

sprawdzenie zgodności hipotez co do 

kierunku korelacji skal ze zmiennymi, które 

wytypowano jako kryteria trafności. W tym 

celu posłużono się zawartą w kwestionariuszu 

skalą Darthmoth COOP Charts. Powyższa 

skala została przekodowana w ten sposób, aby 

wyższa wartość punktowa oznaczała większe 

nasilenie badanej cechy. 

Sformułowano następujące hipotezy: od 

skali ogólnej percepcji zdrowia oczekujemy 

korelacji dodatniej ze skalą oceny stanu zdrowia 

(COOP), również spodziewano się że skala 

kondycji fizycznej będzie dodatnio korelować 

ze skalą kondycji psychicznej (COOP). 

W przypadku skali oceniającej ograniczenia 

czynności z powodu problemów fizycznych 

oczekiwano korelacji ujemnej ze skalą kondycji 

fizycznej (COOP), natomiast skala określająca 

ograniczenia czynności z powodu problemów 

emocjonalnych, powinna wykazywać 

ujemną korelację ze skalą stanu emocjonalnego 

(COOP). Otrzymanie dodatniej korelacji 

753


zakładano między społecznym funkcjonowaniem, 

a aktywnością społeczną (COOP) oraz 

między skalą postrzegania bólu a bólem mierzonym 

skalą COOP. Jeżeli skale zdrowia psychicznego 

oraz witalności są trafne to powinny 

być dodatnio skorelowane ze stanem emocjonalnym 

mierzonym skalą COOP [7]. 

Rzetelność skal wchodzących w skład testu 

oszacowano za pomocą dwóch metod. Pierwsza 

z nich to współczynnik alpha Cronbacha mierzący 

wewnętrzną spójność skali [3]. Według 

kryterium Nunnally’ego jego wartość powinna 

być wyższa niż 0,7 [13]. Drugą metodą 

oceniającą stabilność bezwzględną skali jest 

test-retest oparty na porównaniu dwukrotnego 

badania tym samym testem. Analizy tej dokonano 

na próbie 54 pacjentów, którzy wypełnili 

ankiety przed zabiegiem oraz miesiąc i sześć 

miesięcy po zabiegu. Badanie rzetelności powyższą 

metodą wiąże się z pewnymi trudnościami. 

Wartość otrzymanych korelacji zależy 

w dużym stopniu od upływu czasu pomiedzy 

pomiarami, jak również występowaniem 

czynników zewnętrznych oddziaływujących 

na mierzoną cechę [1, 3]. 

Analizę statystyczną wykonano pakietem 

SPSS 15 dla Windows. 

Wyniki 

Dla poszczególnych skal wchodzących w 

skład kwestionariusza SF-36 dokonano analizy 

głównych składowych. W przypadku skali 

(GHP) ww. analiza wyodrębniła jedną składową 

o wartości własnej większej od 1, wyjaśniającą 

52,7% całkowitej wariancji zmiennych. 

Składowa ta koreluje na poziomie 0,75 – 0,81 

z czterema pozycjami skali. Niestety korelacja 

zmiennej „Łatwiej niż inni zapadam na zdrowiu” 

z pierwszą główną składową jest niższa 

niż 0,6 i jest niższa niż jej korelacja z drugą 

główną składową. Dla danej skali za kryteria 

trafności przyjęto skalę ogólnej oceny stanu 

zdrowia (COOP). Zgodnie z oczekiwaniami 

otrzymano dodatnią korelację (r = 0,49). 

Analiza głównych składowych, dla zmiennych 

dotyczących zmiany stanu zdrowia 

(CGHP), wyodrębniła jedną składową o 

wartości własnej większej od 1 i wyjaśniała 

62% całkowitej wariancji zestawu zmiennych. 

Koreluje ona na poziomie od 0,54 do 

0,74 ze zmiennymi wchodzącymi w skład 

skali. Korelacja zmiennej CGHP2 z pierwszą 

główną składową jest niższa niż 0,6, zatem 

nie spełnia ona słabego warunku tworzenia 

skali. 

W celu zbadania trafności teoretycznej skali 

wykonano nieliniową analizę głównych składowych 

(CATPCA). Korelacje Spearmana 

poszczególnych pozycji skali PF z pierwszą 

główną składową są na poziomie 0,61-0,87, 

przy czym tylko wskaźniki PF3i i PF3j korelują 

na poziomie niższym niż 0,7. Trafność 

kryterialną tej skali sprawdzono mierząc jej 

korelację ze skalą kondycji fizycznej (COOP) 

i otrzymano zgodnie z oczekiwaniem wynik 

dodatni (r = 0,6). 

Analiza głównych składowych, dotycząca 

skali RLP, wyodrębniła jedną składową o 

wartości własnej większej od 1, wyjaśniającej 

prawie 75% całkowitej wariancji zmiennych. 

Składowa ta koreluje na poziomie od 0,79 do 

0,9 ze zmiennymi wchodzącymi w skład skali. 

Powyższa skala jest ujemnie skorelowana 

ze skalą kondycji fizycznej COOP (r = -0,33). 

Analiza głównych składowych, dla skali RLE, 

wyodrębniła jedną składową o wartości własnej 

większej od 1, wyjaśniającej 84% całkowitej 

wariancji zestawu zmiennych. Składowa 

ta koreluje na poziomie 0,88-0,94 ze zmiennymi 

wchodzącymi w skład skali. 

Za kryteria trafności przyjęto skalę stanu 

emocjonalnego (COOP) i otrzymano korelację 

ujemną (r = -0,34). Zakres uzyskanych wyni- 

754


ków dla obu wyżej przedstawionych skal wynosi 

od 0 do 50 (przy możliwej do uzyskania 

wartości 100), co oznacza brak odpowiedzi 

wskazujących na znaczne ograniczenie roli. 

Procent udzielonych odpowiedzi najniższych 

jak i najwyższych jest zbliżony i wynosi około 

35% dla skali RLP oraz około 40% dla skali 

RLE (tab. 2). 

Ponieważ każdą ze skal oceny bólu i życia 

społecznego tworzą dwie zmienne, zatem 

aby ocenić trafność teoretyczną dokonano analizy 

głównych składowych dla obu wymiarów 

zdrowia. Wyodrębniła ona jedną składową 

spełniającą kryterium wartości własnej Kasiera 

(wartość własna > 1), natomiast druga główna 

składowa spełnia słabsze kryterium Jolliffe 

(wartość własna >0,7) [6]. Pierwsza główna 

składowa wyjaśnia 63,4% całkowitej wariancji 

zmiennych i przyjmuje wysokie ładunki na 

wskaźnikach ze skali postrzegania bólu, druga 

wyjaśnia 24,8% całkowitej wariancji zmiennych 

i wysokie ładunki osiąga na pozycjach 

skali życia społecznego. 

Dla oceny trafności teoretycznej posłużono 

się macierzą struktury czynników, z której 

wynika, że zmienne BP7 i BP8 korelują z 

pierwszą główną składową na wysokim poziomie 

(0,94; 0,95) oraz wskaźniki SF6 i SF9 

korelujące z drugą główną składową na zbliżonym 

poziomie (0,91; 0,93). Zbadano również 

aspekt trafności kryterialnej tych skal. Za 

kryterium trafności dla skali życia społecznego 

przyjęto skalę aktywności społecznej COOP 

i w tym przypadku zgodnie z oczekiwaniem 

otrzymano dość silną (r = 0,6) korelację dodatnią 

Podobnie sprawdzono współczynniki korelacji 

Spearmana między skalą postrzegania 

bólu, a bólem (COOP) i uzyskano silny dodatni 

związek (r = 0,75). Dla obu tych wymiarów 

wyniki skal mają rozkład skośny. W przypadku 

życia społecznego skupiają się wokół najwyższych 

odpowiedzi (34%). Natomiast dla 

skali postrzegania bólu (22,7%) świadczą o 

jego braku. 


skali oceniającej ogólne zdrowie psychiczne 

(GMH), wyodrębniła jedną składową o wartości 

własnej większej od 1, wyjaśniającą 

58,2% całkowitej wariancji zestawu zmiennych. 

Składowa ta koreluje na poziomie 0,63- 

-0,83 ze zmiennymi wchodzącymi w skład 

skali, przy czym wskaźnik GMH10d przyjmuje 

równie wysoką korelacje z drugą główna 

składową. Skala oceny zdrowia psychicznego 

jest dodatnio i silnie skorelowana ze skalą stanu 

emocjonalnego COOP (r=0,63). 


skali oceniającej witalność (VEF), wyodrębniła 

jedną składową o wartości własnej większej 

od 1, wyjaśniającą 61,7% wariancji. Składowa 

ta koreluje na poziomie 0,72-0,83 ze zmiennymi 

wchodzącymi w skład skali. Za kryterium 

trafności przyjęto skalę stanu emocjonalnego 

(COOP) i otrzymano silny, dodatni związek 

(r=0,55). 

Analiza głównych składowych dla wszystkich 

zmiennych wchodzących w skład skali 

SF-36 wyodrębniła na podstawie kryterium 

wartości własnej Kaisera oraz kryterium osypiska 

(Catella) 7 składowych wyjaśniających 

wspólnie 67,7% całkowitej wariancji zestawu 

zmiennych. 

Pierwsza składowa jest definiowana przez 

zmienne opisujące czynności fizyczne, za wyjątkiem 

wskaźnika PF3a. Druga obejmuje pozycje 

skali ograniczenia roli spowodowane zarówno 

przez problemy fizyczne jak i emocjonalne. 

Trzecią składową stanowią pozycje 

skali zdrowia psychicznego oraz witalności 

dotyczące złego samopoczucia. Zmienna „Jak 

często w ciągu ostatniego miesiąca czuł/a się 

Pan/i szczęśliwy/a?” również osiąga wysoki 

ładunek na tej składowej, jednak przyjmuje 

wyższą wartość na składowej piątej. Czwartą 

755


T a b e l a 1 . Pytania zawarte w kwestionariuszu SF 36 

GHP1 

Czy może Pan/i powiedzieć, jaki jest ogólnie Pana/i stan zdrowia? 

Jak ocenia Pan/i ogólnie swój stan zdrowia w porównaniu: 

CGHP2 

CGHP2a 

CGHP2b 

do okresu, kiedy nie miał/a Pan/i objawów związanych z chorobą, z powodu której jest 

Pan/i leczony/a 

do okresu tuż przed operacją 

do ostatniej wizyty kontrolnej 

Czy Pana/i obecnie zdrowie ogranicza wykonywanie następujących czynności: 

PF3a 

PF3b 

PF3c 

PF3d 

PF3e 

PF3f 

PF3g 

PF3h 

PF3i 

PF3j 

czynności wymagające użycia siły, jak: bieganie, podnoszenie ciężkich przedmiotów, itp. 

czynności umiarkowanie ciężkie, jak: przesuwanie stołu, odkurzanie 

noszenie zakupów 

wejście na 3 piętro 

wejście na 1 piętro 

klękanie, kucanie, zginanie się w pół przy podnoszeniu czegoś z podłogi 

przejście 1,5-2 km 

przejście około 1/2 km 

przejście 100 metrów 

kąpiel, ubieranie się 

Czy w związku ze stanem zdrowia w ciągu ostatnich 4 tyg.: 

RLP4a 

RLP4b 

mniej czasu przeznaczył/a Pan/i na pracę lub czynności dnia codziennego 

zrobił/a Pan/i mniej niż zamierzał/a 

RLP4c ograniczył/a Pan/i wykonywanie pewnych zadań w pracy lub pewnych czynności dnia 

codziennego. 

RLP4d miał/a Pan/i trudności w wykonywaniu pracy lub czynności dnia codziennego (np. wymagało 

to dodatkowego wysiłku) 

Czy w ciągu ostatnich 4 tyg. stan emocjonalny (samopoczucie psychiczne) utrudniał wykonywanie pracy 

lub czynności dnia codziennego, co powodowało, że: 

RLE5a mniej czasu przeznaczał/a Pan/i na pracę lub czynności dnia codziennego 

RLE5b 

RLE5c 

SF6 

BP7 

BP8 

SF9 

zrobił/a Pan/i mniej niż zamierzał/a 

nie pracował/a Pan/i lub nie wykonywał/a czynności dnia codziennego tak starannie, jak 

zwykle 

czy (i w jakim stopniu) w ciągu ostatnich 4 tyg. Pana/i zdrowie fizyczne lub stan emocjonalny 

ograniczały życie towarzyskie (spotkania z rodzinną, przyjaciółmi, sąsiadami)? 

czy w ciągu ostatnich 4 tyg. odczuwał/a Pan/i ból? 

czy w ciągu ostatnich 4 tyg. odczuwany ból ograniczał Pana/i zwykłą aktywność życiową 

(pracę, czynności domowe)? 

na ile w ciągu ostatnich 4 tyg. ograniczał/a Pan/i swoje życie towarzyskie (np.: wizyty u 

przyjaciół, krewnych, itp.)? 

756


T a b e l a 1 . c.d 

Jak często w ciągu ostatniego miesiąca: 

VEF10a 

GMH10b 

GMH10c 

GMH10d 

VEF10e 

GMH10f 

VEF10g 

GMH10h 

VEF10i 

czuł/a się Pan/i pełna wigoru 

był/a Pan/i zdenerwowana 

był/a Pan/i tak przygnębiona, że nic nie było w stanie Pana/i rozweselić 

czuł/a Pan/i wewnętrzny spokój 

czuł/a Pan/i, że ma dużo energii 

czuł/a się Pan/i przygnębiona i był/a w złym nastroju 

czuł/a się Pan/i wyczerpana 

czuł/a się Pan/i szczęśliwa 

czuł/a się Pan/i zmęczona 

Na ile stwierdzenia są prawdziwe dla Pana/i? 

GHP11a 

GHP11b 

GHP11c 

GHP11d 

łatwiej niż inni zapadam na zdrowiu. 

jestem tak zdrowa jak nikt, kogo znam. 

spodziewam się, że moje zdrowie się pogorszy 

moje zdrowie jest doskonałe 

Możliwe odpowiedzi na poszczególne pytania: 

GHP1: 1 – doskonały 2 – bardzo dobry 3 – dobry 4 – średni 5 – zły 

CGHP2, CGHP2a-b: 1 – znacznie lepszy 2 – nieco lepszy 3 – w przybliżeniu taki sam 4 – nieco gorszy 5 

– znacznie gorszy 

PF3a- PF3j: 1 – bardzo ogranicza 2 – nieco ogranicza 3 – nie ogranicza 

RLP4a- RLP4d, RLE5a- RLE5c: 1 – tak 2 – nie 

SF6: 1 – w ogóle nie ograniczały 2 – nieznacznie ograniczały 3 – średnio ograniczały – 4 znacznie ograniczały 

5 – całkowicie ograniczały 

BP7: 1 – żadnego bólu 2 – bardzo słaby ból 3 – słaby ból 4 – umiarkowany ból 5 – silny ból 6 – bardzo silny 

ból 

BP8: 1 – w ogóle nie 2 – trochę 3 – średnio 4 – znacznie 5 – całkowicie 

SF9: 1 – cały czas 2 – większość czasu 3 – na jakiś czas 4 – krótki okres czasu 5 – żadnych ograniczeń 

GMH10a- GMH10i: 1 – cały czas 2 – większość czasu 3 – sporo czasu 4 – jakiś czas 5 – krótki okres czasu 

6 – w ogóle nie 

GHP11a- GHP11d: 1 – zdecydowanie tak 2 – raczej tak 3 – nie jestem pewny 4 – raczej nie 5 – zdecydowanie 

nie 

Pytania GHP1, SF6, VEF10a, VEF10d, VEF10e, VEF10h, GHP11b, GHP11d, BP7 i BP8 zostały przekodowane 

zgodnie z zaleceniami autorów skali (Measuring Health). 

757


T a b e l a 2 . Statystyki opisowe oraz współczynnik alpha Cronbacha dla skal SF-36 

N=212 Średnia (SD) Zakres % najniższych % najwyższych 

Alpha 

Cronbacha 

PF 45,2 (19,3) 0 – 66,7 2,6 13,4 0,93 

RLP 26,3 (21,6) 0 – 50 32,8 36,8 0,89 

SF 55,6 (23,9) 0 – 80 3,4 34,1 0,77 

GMH 45,3 (18,4) 0 – 83,3 1 0,5 0,81 

RLE 25,9 (22,9) 0 – 50 39,4 42,4 0,9 

VEF 41,8 (19) 0 – 83,3 0,5 0,5 0,79 

BP 31,4 (22,4) 0 – 83,3 22,7 0,5 0,89 

GHP 33,2 (14,2) 0 – 68 0,5 0,5 0,76 

CGHP 53,2 (15,8) 13,3-93,3 0,9 1,4 0,7 

składową definiują wskaźniki dotyczące ogólnej 

percepcji zdrowia, za wyjątkiem zmiennej 

oceniającej prawdziwość stwierdzenia 

„Spodziewam się, że moje zdrowie się pogorszy”. 

Poza tym czynnik ten przyjmuje wysoki 

ładunek na zmiennej „Czy Pana/i obecnie 

zdrowie ogranicza wykonywanie czynności 

wymagających użycia siły: bieganie, podnoszenie 

ciężkich przedmiotów, itp.?”. 

Piąta składowa osiąga wysokie ładunki na 

pozycjach skali życia społecznego oraz postrzegania 

bólu, dodatkowo na zmiennych utworzonych 

z pytań o poczucie szczęścia i poczucie 

pełni wigoru, jak również na pozycji skali 

czynności fizycznej „Czy Pana/i obecny stan 

zdrowia ogranicza przejście 100 metrów?”. 

Szósta składowa dotyczy porównania ogólnego 

stanu zdrowia z wcześniejszymi okresami 

oraz pytania „Na ile prawdziwe jest stwierdzenie 

dla Pana/i: spodziewam się, że moje zdrowie 

się pogorszy”, przy czym ta zmienna ma 

niewiele słabsze ładunki na składowej trzeciej 

(0,45) oraz czwartej (0,44). Ostatni czynnik 

obejmuje dwa wskaźniki, pierwszy tworzy 

pytanie o wewnętrzny spokój, ze skali zdrowia 

psychicznego, a drugi pytanie o posiadaną 

energię życiową, ze skali witalności. Ww. 

zmienna wykazuje dość znaczny ładunek również 

na czwartej składowej (tab. 3). 

Dodatkowo dokonano oceny rzetelności skali 

SF-36 metodą test-retest. Korelacje między 

tymi samymi wymiarami zdrowia w przypadku 

wywiadów przeprowadzonych przed operacją 

i miesiąc po niej, są istotne statystycznie 

na poziomie 0,01 jednak nie jednakowo silne 

od r=0,43 do r=0,76, gdzie najwyższa korelacja 

występuje dla ogólnej oceny stanu zdrowia, 

a najniższa dla postrzegania bólu. W przypadku 

porównania wywiadów przeprowadzonych 

przed operacją i pół roku po zabiegu, korelacje 

między tymi samymi podskalami również są 

istotne na poziomie 0,01 (0,37-0,55), jednak 

nieco słabsze, niż w poprzednim przypadku z 

wyjątkiem skali postrzegania bólu, gdzie korelacja 

wzrosła z r=0,43 do r=0,48. Porównując 

wywiady przeprowadzone miesiąc oraz sześć 

miesięcy po zabiegu, otrzymano słabsze korelacje 

z wyjątkiem czynności fizycznych i postrzegania 

bólu, z tym, że korelacja wymiaru 

ograniczenia roli w stosunku do problemów 

fizycznych jest słaba i nieistotna statystycznie 

(r=0,26) (0,26-0,79). 

758


T a b e l a 3 . Macierz ładunków (analiza głównych składowych, rotacja PROMAX) dla wszystkich zmiennych 

wchodzących w skład skali SF-36 

Składowa 

1 2 3 4 5 6 7 

GHP1 0,62 

CGHP2 0,52 

CGHP2a 0,86 

CGHP2b 0,79 

PF3a 0,36 0,61 

PF3b 0,50 0,3 

PF3c 0,65 

PF3d 0,77 

PF3e 0,90 

PF3f 0,76 

PF3g 0,75 

PF3h 0,98 

PF3i 0,93 -0,39 

PF3j 0,52 0,46 

RLP4a 0,88 

RLP4b 0,81 

RLP4c 0,79 

RLP4d 0,6 

RLE5a 0,9 

RLE5b 0,79 

RLE5c 0,83 

SF6 0,92 

BP7 0,52 -0,32 

BP8 0,65 

SF9 0,31 0,71 

VEF10a 0,34 

GMH10b 0,76 

GMH10c 0,82 

GMH10d 0,77 

VEF10e 0,43 0,51 

GMH10f 0,84 

VEF10g 0,45 

GMH10h 0,51 0,56 

VEF10i 0,60 

GHP11a 0,91 

GHP11b 0,75 

GHP11c 0,45 0,44 0,48 

GHP11d 0,67 

Usunięto ładunki


T a b e l a 4 . Macierz korelacji składowych 

Składowa 1 2 3 4 5 6 7 

1 1,00 

2 0,52 1,00 

3 0,18 0,33 1,00 

4 0,44 0,52 0,47 1,00 

5 0,51 0,55 0,39 0,52 1,00 

6 -0,16 -0,26 -0,17 -0,21 -0,24 1,00 

7 0,21 0,25 0,30 0,15 0,20 -0,33 1,00 

Analiza korelacji Spearmana pomiędzy wymiarami 

stanu zdrowia wykazała bardzo wysokie 

korelacje między witalnością a zdrowiem 

psychicznym (r=0,74), między ograniczeniem 

roli w odniesieniu do problemów emocjonalnych, 

a ograniczeniem roli w odniesieniu do 

problemów fizycznych (r=0,77) oraz witalnością 

a ogólną oceną stanu zdrowia (r=0,62). 

Wartości bezwzględne korelacji między pozostałymi 

skalami wahały się od r=0,25 do 

r=0,56 i wszystkie były istotne statystycznie 

na poziomie 0,01. 

Omówienie wyników i dyskusja 

Na podstawie analizy skal wchodzących w 

skład kwestionariusza SF-36 możemy uznać 

je za trafne i rzetelne. Dla wszystkich ośmiu 

skal wartość współczynnika Alpha Cronbacha 

jest wyższa niż 0,75, co świadczy o wysokim 

poziomie zgodności wewnętrznej testu. 

Otrzymane wyniki są zbliżone do rezultatów 

otrzymanych przez McHorneya i wsp. 

[11] na próbie 3445 pacjentów z fizycznymi i 

psychicznymi chorobami przewlekłymi. Dla 

utworzonej skali zmian stanu zdrowia ww. 

współczynnik przyjmuje wartość na granicy 

kryterium Nunnallyego (0,695). 

Dość silne korelacje w badaniu rzetelności 

metodą test-retest wskazują na stabilność 

w czasie wielkości mierzonych skalą SF-36, 

wątpliwości budzi jedynie skala ograniczenia 

roli spowodowanego problemami fizycznymi, 

ze względu na słabą korelację tego wymiaru 

między wywiadem przeprowadzonym miesiąc 

po operacji i sześć miesięcy po niej, niemniej 

pozostałe dwa współczynniki korelacji są na 

poziomie silnie potwierdzającym stabilność 

bezwzględną tej skali. 

Trafność teoretyczna została potwierdzona 

dla prawie wszystkich skal. Głębszej uwagi 

wymaga pozycja skali ogólnej percepcji zdrowia 

oceniająca prawdziwość stwierdzenia: 

„Moje zdrowie jest doskonałe”, która wykazała 

korelację z pierwszą główną składową na 

poziomie niższym niż 0,6 i silniejszą korelację 

tej zmiennej z drugą składową. Jednak w 

analizie głównych składowych dla wszystkich 

zmiennych, wskaźnik ten przyjmuje wysoki 

ładunek na składowej, na której wysokie ładunki 

przyjmują pozostałe pozycje skali ogólnej 

percepcji zdrowia 

W przypadku skali czynności fizycznych 

oceniano trafność teoretyczną z użyciem nieliniowej 

analizy głównych składowych, gdzie 

wszystkie zmienne korelowały z pierwszą składową 

(utworzoną metodą CATPCA) na poziomie 

wyższym niż 0,6. Spełniały, zatem słabe 

760


kryterium tworzenia skali. Analiza głównych 

składowych wykonana dla wszystkich zmiennych 

tworzących skalę SF-36 wyodrębniła 7 

składowych. W wyniku rotacji składników 

otrzymano podobną konfiguracje ładunków 

do zaproponowanego przez autorów skali. 

Najbardziej od oryginalnej wersji odbiega 

układ pozycji skal witalności i zdrowia psychicznego. 

Zmienne te przyjmują wysokie ładunki 

na trzech z siedmiu wyodrębnionych 

składowych. Jeden z czynników tworzą pytania 

dotyczące złego samopoczucia, oddzielną 

składową pytania o energię i wewnętrzny spokój, 

z kolei pozycje skali dotyczące szczęścia 

i wigoru tworzą wspólną składową wraz ze 

zmiennymi ze skali bólu, życia społecznego 

oraz pozycją skali czynności fizycznych tworzoną 

przez pytanie: „Czy Pana/i obecne zdrowie 

ogranicza przejście 100 metrów.” 

Budowanie wspólnej składowej przez te 

zmienne tłumaczyć może fakt, że uszkodzeniom 

ciała spowodowanym chorobą towarzyszy 

odczuwanie bólu, co dodatkowo ogranicza 

zakres kontaktów społecznych, a zdolność odczuwania 

szczęścia może być miernikiem jakości 

życia warunkowanej stanem zdrowia, a w 

szczególności sprawnością fizyczną. Ponadto 

wspólną składową tworzą zmienne dotyczące 

ograniczenia roli zarówno przez problemy fizyczne, 

jak i emocjonalne. Zmienna mówiąca 

o ograniczeniach w wykonywaniu czynności 

wymagających użycia siły jak bieganie, podnoszenie 

ciężkich przedmiotów, itp. przyjmuje 

wysoki ładunek na składowej tworzonej przez 

wskaźniki opisujące ogólną percepcję zdrowia, 

co może być konsekwencją tego, że dyskomfort 

fizyczny, jaki pociąga za sobą choroba 

jest wyznacznikiem dokonywanych samoocen 

zdrowia. 

Ponadto dodatkowo utworzone zmienne dotyczące 

porównania samooceny stanu zdrowia 

z okresem przed wystąpieniem objawów chorobowych, 

przed zabiegiem oraz przed ostatnią 

wizytą kontrolną tworzą wspólną składową 

wraz z pozycją skali ogólnej percepcji zdrowia 

oceniającej prawdziwość stwierdzenia 

„Spodziewam się, że moje zdrowie się pogorszy”. 

Wszystkie ww. pytania dotyczą porównania 

oceny stanu zdrowia w czasie, zarówno z 

przeszłością jak i przyszłością. Podobne wyniki 

uzyskał Pinar [14] dla populacji 925 pacjentów 

z chorobą nowotworową (wyodrębniono 

siedem składowych głównych wyjaśniających 

72,8% całkowitej wariancji zestawu zmiennych). 

(14) oraz Koh [9] wśród 346 osób z reumatoidalnym 

zapaleniem stawów (wyodrębniono 

sześć czynników wyjaśniających 62,1% 

całkowitej wariancji zestawu zmiennych). 

Według teoretycznego modelu zaproponowanego 

przez twórców kwestionariusza SF- 

36, budujących go osiem skal możemy sklasyfikować 

w dwie grupy stanowiące fizyczny i 

psychiczny komponent zdrowia [8]. Do pierwszego 

z nich należą skale: PF, RLP, BP oraz 

GHP, natomiast wymiar psychiczny oceniają 

skale: SF, GMA, RLE oraz VEF. 

W przypadku badanej przez nas populacji 

osób z nowotworami głowy i szyi ze względu 

na dość znaczne korelacje między składowymi 

(tab. 4) nie możemy jednoznacznie oddzielić 

grupy czynników związanych z głównymi 

wymiarami zdrowia. Jedynie składowa 

6 tworzona przez pozycje skali dotyczące porównania 

ogólnego stanu zdrowia wykazuje 

słabe korelacje z każdą z pozostałych składowych. 

Dla wszystkich ośmiu skal zostały 

potwierdzone hipotezy o kierunku korelacji 

skal ze zmiennymi wytypowanymi jako kryteria 

trafności. 

Podsumowanie 

Kwestionariusz Oceny Ogólnego Stanu 

Zdrowia SF-36, zastosowany do populacji 

761


osób z nowotworami głowy i szyi wykazuje się 

akceptowalną trafnością i rzetelnością. 

Rzetelność testu w populacji osób chorych 

na nowotwory głowy i szyi jest porównywalna 

z otrzymaną przez McHorneya i wsp. [11] 

na próbie 3445 pacjentów. 

Analiza głównych składowych wykonana 

dla wszystkich zmiennych kwestionariusza 

SF-36 dała podobne wyniki do otrzymanych 

przez Pinara [14] na próbie 925 pacjentów 

oraz przez Koha i wsp. [9] na próbie 346 pacjentów. 

Piśmiennictwo 

1. Brzeziński J: Metodologia badań psychologicznych. 

PWN, Warszawa 2006. 

2. Brzyski P: Trafność i rzetelność skal pomiarowych. 

Red. K. Kawecka-Jaszcz, M Klocek, B. 

Tobiasz-Adamczyk w: Jakość życia w chorobach 

układu sercowo-naczyniowego. Metody 

pomiaru i znaczenie kliniczne. Termedia 

Wydawnictwo Medyczne, Poznań 2006. 

3. Cronbach L J: Coefficient alpha and the internal 

structure of tests. Psychometria 1951, 

16:297-334. 

4. Didkowska J, Wojciechowska U, Tarkowski W, 

Zatoński W: Nowotwory złośliwe w Polsce w 

2005 roku. Centrum Onkologii – Instytut im. 

Marii Skłodowskiej-Curie, Warszawa 2007. 

5. Górniak J: My i nasze pieniądze. AUREBUS, 

Kraków 2000. 

6. Jolliffe I T: Principal Component Analysis. 

Springer, New York 1986. 

7. Karvonen-Gutierrez C A, Ronis D L, Fowler K 

E, Terrell J E, Gruber S B, Duffy S A: Quality 

of Life Scores Predict Survival Among 

Patients With Head and Neck Cancer. J Clin 

Oncol 2008, 26:2754 – 2760. 

8. Keller S D, Ware J E, Bentler P M, Aaronson N 

K, Alonso J, Apolone G, Bjorner J B, Brazier 

J, Bullinger M, Kaasa S, Leplège A, Sullivan 

M, Gandek B: Use of Structural Equation 

Modeling to Test the Construct Validity of the 

SF-36 Health Survey In Ten countries: results 

from the IQOLA Project. J Clin Epidemiol 

1998, 51, 11:1179-1188. 

9. Koh E T, Leong K P, Tsou I Y Y, Lim V H, 

Pong L Y, Chong S Y, Seow A: The reliability, 

validity and sensitivity to change of the 

Chinese version of SF-36 in oriental patients 

with rheumatoid arthritis. Rheumatology 

2006,45: 1023-1028. 

10. McDowell I, Newell C: Measuring Health. 

Oxford University Press, New York, Oxford 

1996. 

11. McHorney C A, Ware J E Jr, Lu J F R, 

Sherbourne C D: The MOS 36-item Short- 

Form Health Survey (SF-36): III Tests of data 

quality, scaling assumptions, and reliability 

across diverse patient groups. Mad Care 

1994, 32:40-46. 

12. McHorney C A, Ware J E, Rogers W, Raczek A 

E, Lu J F: The Validity and Relative Precision 

of MOS Short- and Long-form Health Status 

Scales and Dartmouth COOP Charts: Results 

from the Medical Outcomes Study. Med Care 

1992, 30,5:MS253-MS265. 

13. Nunnally J: Psychometric Theory. McGraw- 

Hill, New York 1978. 

14. Pinar R: Reliability and construct validity of 

the SF-36 in Turkish cancer patient. Qual Life 

Res 2005, 14:259-264. 

15. Rao A V, Hsieh F Feussner, J R, Cohen H J: 

Geriatric Evaluation and Management Units 

in the Care of the Frail Elderly Cancer Patent. 

J Gerontol A Biol Sci Med Sci 2005, 60:798- 

-803. 

16. Tobiasz-Adamczyk B: Geneza zdrowia, koncepcje 

i ewolucja pojęcia jakości życia. Red. 

K. Kawecka-Jaszcz, M Klocek, B. Tobiasz- 

Adamczyk w: Jakość życia w chorobach układu 

sercowo-naczyniowego. Metody pomiaru i 

znaczenie kliniczne. Termedia Wydawnictwo 

Medyczne, Poznań 2006. 

17. Tobiasz-Adamczyk B, Szafraniec K, Bajka 

J: Zachowania w chorobie. Opis przebiegu 

choroby z perspektywy pacjenta. Collegium 

Medium Uniwersytetu Jagiellońskiego, 

Kraków 1999. 

762


18. Ware J E, Sherbourne CD:The MOS 36 item 

short form health survey (SF 36). Med Care 

1992, 30: 473-483. 

19. Wojciechowska U, Didkowska J, Zatoński 

W: Nowotwory złośliwe w Polsce w 2006 

roku. Centrum Onkologii – Instytut im. Marii 

Skłodowskiej-Curie, Warszawa 2008. 

20. Wojciechowska U, Didkowska J, Tarkowski W, 












Otrzymano: dnia 10.VIII.2009 r. 

Adres autorów: 31-034 Kraków, ul. Kopernika 7a 

Tel.: 012 4247237 

Fax: 012 4228795 

e-mail: katarzyna.zawisza@uj.edu.pl 

763

Trafność i rzetelność kwestionariusza ogólnej oceny stanu zdrowia ...

Create successful ePaper yourself

Delete template?

Save as template?