少儿述情障碍问卷中文版的信、效度

【摘 要】 目的：建立少儿述情障碍问卷（AQC）中文版，并分析其信、效度。方法：整群抽取长沙市某中学584名初中生，要求其完成了由原多伦多述情障碍20条目量表（TAS-20）修订而成的少儿述情障碍问卷，和用于考察该问卷实证效度的流调中心用抑郁量表（CES-D）。随机抽取其中的54人于两周后重测AQC。采用信度分析、相关分析、验证性因素分析考察量表的信效度。结果：少儿述情障碍问卷中文版的Cronbach α 系数为0.75，重测信度为0.84，总分与各因子的相关系数在0.68～0.82 之间，各因子间的相关系数在0.23～0.52之间，条目对因子负荷系数在0.12～0.73之间；验证性因素分析的指标：GFI=0.949、NFI =0.870、CFI =0.918、TLI =0.902、χ2/df=1.850、REMEA =0.038；AQC总分与流调中心用抑郁量表总分的相关为0.56（P＜0.01)；可能抑郁组的述情障碍总分及各因子分均高于非抑郁组［如，总分:(15.5±5.83)vs(9.72±4.34),P＜0.01］。结论：少儿述情障碍中文版在本研究初中生中具有良好的信度和效度。

【关键词】 精神病学；述情障碍；少儿述情障碍问卷；信度；效度；心理测量学研究

doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.04.015

中图分类号：R749.4 文献标识码：A 文章编号：1000-6729(2009)004-0294-05

1973年，Sifneos在对心身疾病病人情绪无法表达的状况进行描述时提出了“述情障碍”这一术语［1］。述情障碍是指个体难以识别和表达自己的情绪，以及难以分辨由情绪唤醒带来的躯体感觉［2］。述情障碍作为一个可能引起诸多心身疾病的危险因素，已在成人群体中得到了广泛的研究［3-5］。尽管述情障碍被认为是一种人格特质，也有可能出现在儿童及青少年期，但这一概念在这一群体中的研究却比较少见。近年来，关注青少年的情绪问题的研究者发现，由于他们的认知水平有限，常常难以意识和表达自身的情绪以及情绪与外在压力的关系，这时他们的情绪困扰常常以躯体症状的形式出现［6］。Horton等人的研究指出，述情障碍组的青少年与非述情障碍组的青少年相比，明显缺乏一些运用心理学方法进行自我调节的的能力，如自我审视或与他人的交流互动［7］。Rieffe等人的研究支持述情障碍在儿童和青少年中是可以测量的，并充分肯定这种评估的意义［8］。

少儿述情障碍问卷是根据青少年的语言习惯与认知水平将多伦多述情障碍20个条目量表(Toronto Alexithymia Scale-20，TAS-20)的部分条目进行适当修订，用以评估儿童和青少年述情障碍水平的测评工具［8］。虽然我国目前已有用于成人群体的26个条目的TAS中文版［9］、TAS-20中文版［10］、以及23个条目的TAS中文版［11］三个版本的述情障碍测评工具，却尚未见有关少儿述情障碍评估的报道，本文对少儿述情障碍问卷中文版进行信、效度分析，以探讨这一问卷在长沙青少年中的适用性。

1 对象与方法

1.1对象

整群抽取长沙市某中学初一至初三学生，共发放问卷628份，回收有效问卷584份。其中男生294人，女生290人；初一212人，初二192人，初三180人；年龄11~16岁，平均（14±1）岁。各年级学生性别匹配，男女年龄差异无统计学意义（P>0.05）。随机抽取54名受试在两周后进行重测，以检验AQC中文版的重测信度。本研究中研究对象的年龄与原版问卷研究中研究对象的年龄（9~16岁）［8］基本匹配。

1.2工具

1.2.1 少儿述情障碍问卷（Alexithymia Questionnaire for Children，AQC）［8］

英文版的AQC由Rieffe根据多伦多大学Bagby 、Taylor编制的TAS-20修订而成，AQC在忠于原量表的基础上，对原量表的表达方式进行了适当修改，以便更好地帮助青少年理解各条目的意义。其中文版由Mcgill大学的双语言家翻译成中文，经过反复的翻译与回译，以及中学语文老师对文字表达的修饰，在确保了翻译的准确性的同时，还充分考虑东方文化与青少年年龄特点，尽量使条目表达清晰、易懂。如在原版的TAS-20中有一条目的表述为“知道自己的情绪体验对我来说很重要”，其在AQD中对应的条目表述为“知道自己的内心感受对我来说很重要”。AQC有20个条目，在结构上分为三个因子：情感辨别障碍（DIF）、情感描述障碍（DDF)、外向性思维（EOT)。为了给少儿提供更为简化、清晰的条目答案分类，问卷采用3 级评分替代了原量表的5 级评分，分别为0(不是)，1（有一点），2(是)，总分在0～40分之间。

1.2.2流调中心用抑郁量表（Center Epidemiological Studies of Depression，CES-D）［12］

由Radloff于1977年编制，共20个条目。问卷采用0~3级评分。分数越高，表明抑郁症状越严重。该量表除了在成人群体中使用以外，也广泛地应用于青少年心理健康的评估［13］。该量表具有较高的信度和效度，其4周重测信度为0.67，α系数在0.9以上［12］。在本研究中，该量表的α系数为0.91。

1.3 统计方法

进行描述性分析、t检验、相关分析、验证性因素分析。

2结果

2.1 信度

总量表的 Cronbach α系数为0.75，各因子的α系数在0.54 ～ 0.73之间。随机抽取其中的54人于两周后重测，重测信度为0.84，各因子的重测信度在0.67 ～ 0.81之间，均P

2.2 效度

2.2.1 结构效度

2.2.1.1 量表与各因子间的相关系数

各因子与总分的相关系数r在0.68 ～ 0.82 之间，各因子间的相关系数在0.23 ～ 0.52 之间，见表1。

2.2.1.2 验证性因素分析结果

采用Amos7.0 对AQC 的三因子构想模型进行验证性因素分析。结果显示，该模型的拟合指数GFI（goodness-of-fit index，拟合优度指数）为0.949，NFI（normed fit index，赋范拟合指数）为0.870，CFI（comparative fit index，比较拟合指数）为0.918，TLI（Tucker-Lewis Index，非范拟合指数）为0.902，χ2/df为1.850，REMEA（Root Mean Square Error of Approximation，标准化残差均方根）为0.038，各个指数均符合测量学标准。各条目对其因子的负荷系数在0.12 ～0.73 之间，见表2。

2.2.2 实证效度

以流调中心用抑郁量表作为效标判断AQC的实证效度，结果述情障碍总分与抑郁总分呈正相关（r=0.56，P＜0.01），情感辨别障碍、情感描述障碍，外向性思维与抑郁总分的相关系数分别为0.54、0.43、0.28（均P＜0.01）。依照CES-D的评估标准［14］，取CES-D的得分为16作为临界值，将全体被试分为非抑郁组（CES-D＜16）和可能抑郁组(CES-D≥16)，对这两个群体AQC得分进行独立样本t检验，结果可能抑郁组的AQC总分及各因子分均高于非抑郁组（见表3）。

2.3 少儿述情障碍问卷中文版评分情况

本研究受试分数在 0～31 分之间, 均分为（12.8±5.9）。男生的DDF和EOT两因子得分高于女生，差异有统计学显著性（P＜0.05）；男女生DIF因子得分差异无统计学显著性（P＞0.05）。不同年龄组的总量表得分及各因子得分之间均无统计学意义（P＞0.05）。

3讨论

3.1 信度分析

AQC中文版的Cronbachα系数为0.75，表明其具有较好的内部一致性。尽管3个因子的Cronbach α系数均低于总量表的α 系数, 但它们仍在可接受水平，Rieffe等的研究结果也是因子3 的Cronbach α系数偏低［8］。在本研究中，AQC中文版重测信度为0.84，表明该量表具有较好的稳定性。

3.2 效度分析

3.2.1 结构效度

量表各因子之间以及因子与总分之间的相关表明了三个因子既相互独立又相互联系地反映了述情障碍概念的三个维度，说明量表具有良好的结构效度。与大学生研究［7］结果一致，DIF与DDF之间存在较强的相关，显示了青少年情感交流能力与个人内部情感识别能力是密切相关的，个体情感辨别能够为情感交流提供内容支持，而情感交流又能进一步促进个体的情感辨别。EOT与DIF和DDF之间均存在弱相关，这一结果与同类研究一致［8-9］，可能是因为外向性思维的个体更关注日常生活中外部事物的细节，而较少关注自我及他人内心的体验与感受。

验证性因素分析结果表明，χ2/df在5.00以内，GFI、CFI、TLI等值在0.9以上，NFI为0.87，RMSEA小于0.05，各个匹配指数均符合测量学标准，说明AQC中文版的因子模型具有很好的匹配性，具有良好的构想效度。因子3的各条目对因子的标准负荷系数稍低，但大部分都符合Taylor在编制TAS-20所制定的条目入选标准之一，即各条目对所属因子的负荷≥0.35［15］，其中条目15、16的对因子的标准负荷系数最低，Rieffe的研究中也呈现类似的结果［8］，这可能表明这两个条目的内容在青少年的适用中需进行进一步的修订。研究中EOT的信度、效度较DIF、DDF差，从TAS-20到其修订版均呈现出这样的问题［4,8］。Taylor等人认为这可能是以下原因引起的：（1）相对其他两个因子，EOT的条目最多，这使得这一因子的条目在翻译中产生歧义的可能性也最大；（2）量表中5个反向记分条目有4个归属于EOT，这一因子反向记分的条目占了所有条目的一半，这也会带来理解上的困难；（3）东西方文化差异也会带来对EOT各条目理解的差异［16］。除此之外，尽管AQC已依照少儿的阅读习惯对条目进行了修改，但由于条目本身的意义存在着一定的东西方文化差异，这对于阅读和理解能力均有限的少儿而言可能会在一定程度上产生理解上的歧义，从而影响该因子的效度指标。

3.2.2 实证效度

大量研究发现，述情障碍与抑郁之间存在高相关［17-18］。流调中心用抑郁量表是特别为评价当前抑郁症状的频度而设计的，着重于抑郁情感或心境，较其他评估工具而言更适用于一般人群的抑郁心情的评估［12］。Fisch认为，述情障碍个体可能比其他个体更倾向于患上重性抑郁，而当他们抑郁的时候，其述情障碍的特点可能表现得更突出［19］。本研究中非抑郁组的AQC总分及各因子分均明显低于可能抑郁组，说明ACQ具有较好的实证效度。

3.3AQC中文版评分情况分析

本研究结果显示，男生的DDF和EOT得分高于女生，Parker等人使用TAS-20在成人群体中的研究结果显示，男性在总分和DIF、EOT得分显著高于女性［20］；早期在芬兰成人群体的研究结果也显示，男性较女性有更多的述情障碍［21］。这一性别差异与早期研究中发现女性较男性更善于沟通交流情感及健康问题的信息是一致的［22］。这也可能说明述情障碍是一种在男性群体中更为典型的人格特质。而TAS-20在我国大学生群体和在加拿大一项以普通人群为被试的大型研究中却没有发现显著的性别差异［9，15］。因此关于述情障碍的性别差异还有待进一步的研究论证。两个年龄组的青少年在量表总分及各因子得分上的差异均无统计学意义。青少年期是一个经历巨大的身心发展与变化的时期，他们的情绪识别、描述及调节能力较童年期有了迅速的提高，相应地，他们的述情障碍发生的机率也会相对降低，但由于本研究中研究对象年龄层次相对较为集中，年龄跨度小，同时又只区分了两个年龄组，因此并没有发现述情障碍随年龄增长而趋于下降的这一特点，国外同年龄少儿述情障碍的研究中也发现类似的结果：12~13岁年龄组与14岁年龄组之间在述情障碍总分和各因子得分都无显著差异［23］。

总之，AQC在本研究初中生的应用中具有较好的信效度，但由于本研究样本量偏小，样本的年龄跨度不够大，要考察该问卷是否适用于评估我国少儿群体的述情障碍特征仍需对AQC做大范围、大样本研究分析。

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2008-08-05收稿，2009-02-09修回