基于結(jié)構(gòu)方程模型的大學(xué)生亞健康量表效度測評*

郭太瑋 朱 勤 施鴻飛

大學(xué)階段是大學(xué)生身體和心理發(fā)展趨于成熟的關(guān)鍵時期，面臨著學(xué)業(yè)、就業(yè)、戀愛、人際交往、個人前途等等一系列問題的交替應(yīng)激，機(jī)體很容易處于亞健康狀態(tài)。編制一個適合測量中國大學(xué)生亞健康狀況的量表就成為當(dāng)前學(xué)校衛(wèi)生與體育工作者亟待研究的課題。研究者基于中國人亞健康狀態(tài)測量量表((CSHS-2)研制平臺〔1〕，在開放式問卷調(diào)查基礎(chǔ)上，將CSHS-2共計78條條目(受試對象為20～60歲中國人)和開放式問卷調(diào)查整理形成的15條條目(直接源于大學(xué)生)進(jìn)行整合，形成了有92條條目的預(yù)試量表。選取揚(yáng)州大學(xué)一至四年級本科生450人進(jìn)行預(yù)測試，經(jīng)過對條目的篩選和探索性因素分析，形成了Likert-5自評式“大學(xué)生亞健康狀態(tài)測量問卷”，包括3個領(lǐng)域、12個維度、54條條目。為使最終形成的量表既簡明扼要，又能全面衡量、評估中國大學(xué)生的亞健康狀況，對量表結(jié)構(gòu)效度的研究就顯得尤為重要。

結(jié)構(gòu)效度是說明量表的結(jié)構(gòu)是否與編制量表的理論假想相符，評價量表各內(nèi)在成分是否與假設(shè)測量領(lǐng)域一致，是評價問卷最重要的一環(huán)。目前醫(yī)學(xué)界常用探索性因素分析來檢驗量表的結(jié)構(gòu)效度〔2－5〕，其優(yōu)點在于能夠確認(rèn)量表的因素結(jié)構(gòu)，以驗證先前對量表的理論假設(shè)結(jié)構(gòu)的合理性。驗證性因素分析是進(jìn)一步驗證探索性因素分析中的因素結(jié)構(gòu)模型是否與實際樣本數(shù)據(jù)適配，從而證明量表結(jié)構(gòu)效度和鑒別題項的合理性。本研究基于前期對量表條目的篩選和探索性因素分析結(jié)果的基礎(chǔ)上，采用結(jié)構(gòu)方程模型的驗證性因素分析，以確認(rèn)《大學(xué)生亞健康狀態(tài)測量問卷》所包含的因素是否與最初探究的理論建構(gòu)相同;因素結(jié)構(gòu)模型是否與實際樣本數(shù)據(jù)適配。最終鑒別量表題項的合理性，檢驗量表結(jié)構(gòu)效度的可接受性水平。

對象與方法

1.研究對象

采用整群分層隨機(jī)抽樣法，對江蘇省(蘇南、蘇中、蘇北三個區(qū)域，六所大學(xué))1500名一至四年級大學(xué)生進(jìn)行正式測試，得到1059份有效問卷，有效回收率70.60%。其中男生573人，女生486人，年齡在19至25歲之間，平均年齡(20.61±1.09)歲;涵蓋文科(34.16%)、理科 (28.12%)、工科 (18.42%)、農(nóng)(15.08＆)、醫(yī)(14.32%)五個學(xué)科。

2.研究方法

(1)工具 大學(xué)生亞健康狀態(tài)測量問卷。KMO抽樣適度檢驗和Bartlett's球形檢驗結(jié)構(gòu)顯示，大學(xué)生亞健康量表的軀體表現(xiàn)領(lǐng)域、心理表現(xiàn)領(lǐng)域、社會適應(yīng)領(lǐng)域3個分量表KMO值分別為0.893、0.906、0.755，Bartlett's球形檢驗抽樣均有統(tǒng)計學(xué)意義(=4 080.515、1 707.878、546.585，P ＜0.001)，適合進(jìn)行因子分析。主成分分析見表1和表2。

(2)程序

以隨機(jī)抽樣法選取被試進(jìn)行團(tuán)體施測。研究分兩個階段:第一階段:量表的信度檢驗;第二階段:量表的驗證性因素分析，對量表理論模型及其維度進(jìn)行驗證，確定正式量表的體系結(jié)構(gòu)。

①在本研究中，量表信度檢驗原則為:只有當(dāng)Cronbach α系數(shù)至少達(dá)到0.70才能認(rèn)為各分量表及總量表具有內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性，當(dāng)α值在0.80以上時則更佳〔6〕。

②本研究在結(jié)構(gòu)方程模型的驗證性因素分析的框架內(nèi)，采用最大似然法(maximum likelihood，ML)進(jìn)行協(xié)方差結(jié)構(gòu)分析。分析原則為:(1)模型設(shè)定是以經(jīng)探索性因素分析所得模型結(jié)構(gòu)為準(zhǔn)。(2)在指定維度上因子的載荷應(yīng)大于0.40。(3)條目的刪除，或條目可能歸屬于另一主因子，除考慮數(shù)值上的原因，也必須在意義上可解釋。(4)可以刪除修正指數(shù)較大的條目〔7〕。(5)每刪除一個條目，應(yīng)重新運(yùn)行程序。(6)評價模型整體擬合優(yōu)度時采用以下幾個指標(biāo):卡方檢驗(χ2)〔8〕、非標(biāo)準(zhǔn)擬合指數(shù)(TLI)〔9〕、比較擬合指數(shù)(CFI)〔9〕、近似平方根誤差(RMSEA)〔10〕及標(biāo)準(zhǔn)平方根殘差(SRMR)〔11〕進(jìn)行評定。TLI和 CFI的值如超過0.90，數(shù)據(jù)具有極好的模型擬合度，如果TLI和CFI的值超過0.95，則表明模型的擬合度更佳〔12〕。RMSEA的值不超過0.05和0.08，分別代表了較接近的和合理的模型擬合度〔10〕。SRMR的值如小于0.08表明模型的擬合度適宜〔11〕。在擬合度極佳的模型中，SRMR的值應(yīng)該小于 0.05〔12〕。

表1 軀體表現(xiàn)領(lǐng)域亞健康分量表主成分最大變異法旋轉(zhuǎn)因子矩陣

表2 心理表現(xiàn)領(lǐng)域和社會適應(yīng)領(lǐng)域亞健康分量表主成分最大變異法旋轉(zhuǎn)因子矩陣

3.統(tǒng)計處理

信度檢驗的可靠性分析由SPSS 15.0完成，結(jié)構(gòu)效度的驗證性因素分析由模型軟件AMOS 7.0完成。

研究結(jié)果

1.量表的信度檢驗

采用克隆巴赫(Cronbach’s Alpha)一致性系數(shù)對3個分量表和總量表的信度進(jìn)行了檢驗，大學(xué)生亞健康狀態(tài)總量表和各分量表的一致性系數(shù)在0.803至0.845之間，量表12個維度的一致性系數(shù)在0.821～0.851，均達(dá)到更佳的可接受水平。檢驗量表的跨時間穩(wěn)定性，對評價其模型的恒定性很有必要〔13〕。鑒于此，115名受試者在間隔4周后再次填寫了大學(xué)生亞健康狀態(tài)問卷。重測數(shù)據(jù)顯示量表的穩(wěn)定性系數(shù)均在0.70以上。

2.驗證性因素分析

驗證性因素分析結(jié)果表明(表3)，軀體領(lǐng)域、心理領(lǐng)域和社會適應(yīng)領(lǐng)域3個分量表和總量表擬合指標(biāo)，該量表數(shù)據(jù)擬合較好。

表3 分量表和總量表擬合優(yōu)度

3.效度檢驗

軀體表現(xiàn)、心理表現(xiàn)、社會適應(yīng)3個量表與總量表的相關(guān)系數(shù)分別為 0.944、0.859、0.642，均 ＞0.50，均有統(tǒng)計學(xué)意義(P＜0.001)，表明該量表的效度較好。

表4 大學(xué)生亞健康量表各分量表與總量表的相關(guān)分析(r)

圖1 《軀體表現(xiàn)分量表》模型的因子圖

分析與討論

1.量表的信度

經(jīng)過條目篩選、探索性因素分析后《中國大學(xué)生亞健康狀態(tài)測量問卷》合理的因子結(jié)構(gòu)為依據(jù)，本研究又對其內(nèi)部一致性和穩(wěn)定性系數(shù)進(jìn)行了評定，以進(jìn)一步驗證其測量學(xué)的特性。結(jié)果表明，總量表和各分量表的一致性系數(shù)在0.803至0.845之間，量表12個維度的一致性系數(shù)在0.821至0.851之間，均達(dá)到更佳的可接受水平。同時，量表的間隔穩(wěn)定性系數(shù)處于可接受的水平。

2.量表的驗證性分析

本研究的因子結(jié)構(gòu)效度是在驗證性因素分析框架內(nèi)，基于協(xié)方差結(jié)構(gòu)加以檢驗?！盾|體表現(xiàn)分量表》33個可觀測變量的因子載荷都達(dá)到0.40以上，經(jīng)探索性因素分析初步得到的理論構(gòu)建假定模型為該分量表提供了較佳的擬合度:樣本數(shù)據(jù)得到了顯著的卡方值〔8〕，卡方值與自由度的比值為1.707＜2(公認(rèn)的可接受模型與數(shù)據(jù)的擬合標(biāo)準(zhǔn) χ2/df的值應(yīng) ＜5〔13〕)。CFI、TLI、RMSEA均達(dá)到佳的擬合標(biāo)準(zhǔn)，稍有缺憾的是SRMR=0.055＞0.050，表明理論建構(gòu)的《軀體表現(xiàn)分量表》結(jié)構(gòu)與實際觀測數(shù)據(jù)適配，該分量表結(jié)構(gòu)佳。由圖2可見，《心理表現(xiàn)分量表》假定模型的擬合指標(biāo)不理想，修正指標(biāo)顯示:可觀測變量從 VXA7到VXA10這4個條目(其理論解釋意義為“焦慮”)可能由另一個潛在變量決定。模型修正后的結(jié)果顯示(圖3)，歸屬于3個潛在變量(主因子)的13個可觀測變量的因子載荷都達(dá)到分析要求，且最高載荷量為0.81，CFI、TLI均 ＞ 0.90、SRMR=0.048 ＜ 0.05達(dá)到更佳的擬合標(biāo)準(zhǔn)，RMSEA=0.078＞0.050而未達(dá)到更佳的擬合標(biāo)準(zhǔn)，表明3因子結(jié)構(gòu)的《心理表現(xiàn)分量表》顯著優(yōu)于2因子結(jié)構(gòu)。由圖4可知，社會適應(yīng)假定模型觀測變量VSB1和VSB2在其指定的主因子上載荷值分別為0.32和0.36，皆低于分析要求。修正指標(biāo)提示:兩個觀測變量與另一潛在變量(壓力)存在較大的共變關(guān)系。修正模型結(jié)果表明(圖5)，8個條目的載荷值均 ＞0.40，CFI、TLI接近 0.95，RMSEA接近0.05，SRMR=0.05。圖6為總量表假定模型，修正指數(shù)提示，測量誤差e6和測量誤差e7間存在共變關(guān)系。SEM測量模型修正中，允許測量誤差間有共變關(guān)系是在不未違反SEM的假設(shè)〔7〕。本研究認(rèn)為e6和e7同屬于潛在變量“軀體表現(xiàn)”，分別是測量指標(biāo)“機(jī)能失調(diào)”和“疼痛”的測量誤差，兩者存在共變符合假設(shè)模型代表的理論解釋。修正模型結(jié)果顯示(圖7)，χ2/df=2.543＜3.0;CFI、TLI的值均在 0.95以上;RMSEA值接近0.05，SRMR值＜0.05，修正模型的擬合優(yōu)度更為理想，證明本研究設(shè)想的量表結(jié)構(gòu)效度是合理的。

圖2 《心理表現(xiàn)分量表》模型的因子圖

圖3 《心理表現(xiàn)分量表》修正模型的因子圖

圖4 《社會適應(yīng)分量表》假定模型因子圖

圖5 《社會適應(yīng)分量表》修正模型因子圖

3.量表效度檢驗

量表效度檢驗表明，各分量表與總量表的相關(guān)系數(shù)分別為0.944、0.859、0.642，均 ＞0.50，進(jìn)一步證實了該量表結(jié)構(gòu)清晰合理。因此，量表結(jié)構(gòu)效度檢驗的有效方法應(yīng)該是探索性因素分析與驗證性因素分析相結(jié)合。

圖6 《總量表》假定模型因子圖

圖7 《總量表》修正模型因子圖

1．徐麗．中醫(yī)“治未病”及亞健康中醫(yī)干預(yù)研究——中國人亞健康狀態(tài)測量量表的研制．上海，上海中醫(yī)藥大學(xué)，2011:7-15;111-112．

2．Kintner EK，Sikorskii A．Reliability and construct validity of the Participation in Life Activities Scale for children and adolescents with asthma:an instrument evaluation study．Health Quality Life Outcomes，2008，(6):43-52．

3．Al-shair K，Kolsum U，Berry P，et al．Development，dimensions，reliability and validity of the novel Manchester COPD fatigue scale．Thorax，2009，64(11):950-955．

4．Lima HK，Woob JM，Kima TS．Reliability and validity of the Korean version of the Impact of Event Scale-Revised．Compr Psychiatry，2009，50(4):385-390．

5．閆宇翔，董晶，李蔓，等．亞健康狀態(tài)評價問卷(SHSQ-25)評定標(biāo)準(zhǔn)的制定．中國衛(wèi)生統(tǒng)計，2011，28(3):256-258．

6．Mitchell ML，Jolle YJM．Research design explained(5th E d．)．Belmont，C A:Wadsworth Thomson Learning，2004:156-201．

7．吳明隆著．結(jié)構(gòu)方程模式AMOS的操作與應(yīng)用．臺北:五南圖書出版股份有限公司，2009:328-331，380．

8．Hoyle RH，Panter AT．Writing about structural equation models．In Hoyle RH(Ed．)．Structural equation modeling:Concepts，issues，and applications．Lon don:Sage Publications，1995:158-176．

9．Steiger JH．Structural model evaluation and modification:An interval estimation app roach．Multivariate Behavioral Res，1990，(25):173-188．

10．Hu L，Bentler PM．Fit indices in covariance structure modeling:Sensitivity to under parameterized model misspecification．Psychological Methods，1998，(3):424-453．

11．Hu L，Bentler PM．Cutoff criteria for fit indices in covariance structure analysis:Conventional criteria versus new alternatives．Structural Equation Modeling，1999，(6):1-55．

12．Bollen KA．Structural equations with latent variables ．New York:Wiley，1989:316．

13．溫忠麟，侯杰泰，Herbert W．Marsh．結(jié)構(gòu)方程模型檢驗:擬合指數(shù)與卡方準(zhǔn)則．心理學(xué)報，2004，36(2):186-194．