關(guān)于癥狀自評(píng)量表合成常模與元分析的討論*

鄒丹杰，張靈聰，伍 霞

（北京化工大學(xué)文法學(xué)院，北京 100029；閩南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，福建漳州 363000；中華女子學(xué)院學(xué)生處，北京 100101）

關(guān)于癥狀自評(píng)量表合成常模與元分析的討論*

鄒丹杰，張靈聰，伍 霞

（北京化工大學(xué)文法學(xué)院，北京 100029；閩南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院，福建漳州 363000；中華女子學(xué)院學(xué)生處，北京 100101）

以癥狀自評(píng)量表為工具，以StataSE12.0和SPSS19.0為主要統(tǒng)計(jì)工具，模擬合成量表常模的過(guò)程，并進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)、亞組分析、回歸分析和發(fā)表偏倚分析。結(jié)果表明有4個(gè)因子拒絕同質(zhì)假設(shè)，元分析的同質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果拒絕同質(zhì)性假設(shè)，亞組分析和回歸分析無(wú)法解釋其異質(zhì)性來(lái)源，發(fā)表偏倚檢驗(yàn)結(jié)果表明所列文獻(xiàn)無(wú)發(fā)表偏倚。進(jìn)而得出結(jié)論：1.以文獻(xiàn)上的二手?jǐn)?shù)據(jù)為基礎(chǔ)合成的大學(xué)生SCL－90常模在統(tǒng)計(jì)上極有可能是無(wú)效的，從程序上講也是不可靠的；2.已有的元分析報(bào)告中，SCL－90各因子得分與常模比較得出的效應(yīng)量在統(tǒng)計(jì)上是無(wú)效的。

癥狀自評(píng)量表；SCL－90；大學(xué)新生；常模；元分析

癥狀自評(píng)量表（Symptom Check List 90，以下簡(jiǎn)稱(chēng)“SCL－90”）是我國(guó)高校使用最廣泛的心理健康調(diào)查工具之一。1984年，王征宇［1］首先對(duì)SCL－90進(jìn)行介紹，之后金華等［2］為其建立了一個(gè)正常人常模，這促進(jìn)了SCL－90的廣泛使用和研究，每年都有許多研究報(bào)告發(fā)表。

由于相關(guān)文獻(xiàn)眾多，有研究者嘗試以報(bào)告中的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，將各個(gè)報(bào)告中的因子得分與標(biāo)準(zhǔn)差合成一個(gè)“大樣本”的均值與標(biāo)準(zhǔn)差。以標(biāo)準(zhǔn)方式建立的常模通常樣本容量較小，而且年代比較久遠(yuǎn)，距今最近的為1999年，由胡啟先等［3］建立。以合成方式建立的常模通常樣本容量較大，時(shí)間跨度比較長(zhǎng)，距今最近的為2009年仲穩(wěn)山等［4］建立。但其建立程序缺失，常模群體的界定、抽樣數(shù)據(jù)的代表性等問(wèn)題無(wú)法得到驗(yàn)證。

此外，隨著元分析（Meta Analysis）技術(shù)的普及，有些研究者將元分析運(yùn)用于SCL－90的研究報(bào)告上，試圖定量分析全國(guó)大學(xué)新生的心理健康在總體上是否與常模有顯著差異等問(wèn)題。雖然元分析方法已經(jīng)得到國(guó)內(nèi)研究者的重視，但是其應(yīng)用還處于推廣階段。我們有必要從格式、步驟、內(nèi)容等方面提高元分析應(yīng)用的規(guī)范性。因此本文嘗試回答兩個(gè)問(wèn)題：（1）以文獻(xiàn)上的二手?jǐn)?shù)據(jù)為基礎(chǔ)合成的大學(xué)生SCL－90常模在統(tǒng)計(jì)上是否有效？（2）已有的元分析報(bào)告中，SCL－90各因子得分與常模比較得出的效應(yīng)量在統(tǒng)計(jì)上是否有效？

一 材料與方法

（一）文獻(xiàn)搜集

本文的搜索對(duì)象是以國(guó)內(nèi)大學(xué)一年級(jí)新生為對(duì)象，使用SCL－90進(jìn)行測(cè)試，并報(bào)告了相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的文獻(xiàn)。分別以“心理健康＋新生”、“新生＋SCL－90”、“新生＋測(cè)查”、“新生＋普查”等為關(guān)鍵詞，在中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方數(shù)據(jù)資源、維普科技期刊數(shù)據(jù)庫(kù)上進(jìn)行搜索，在檢索結(jié)果中人工選取符合要求的文獻(xiàn)，剔除重復(fù)文獻(xiàn)、部分統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失的文獻(xiàn)，初步得到125篇。進(jìn)一步選取符合統(tǒng)計(jì)要求的文獻(xiàn)，最終得到有效樣本94個(gè)。在有效樣本中，每篇文獻(xiàn)至少報(bào)告了SCL－90的前九項(xiàng)因子均分和標(biāo)準(zhǔn)差（最后一項(xiàng)為“其他”項(xiàng)，許多報(bào)告常將此項(xiàng)忽略）。

（二）樣本描述性統(tǒng)計(jì)

94個(gè)有效樣本總共調(diào)查了235621名大一新生，學(xué)生的入學(xué)年份跨度是1992－2011，文獻(xiàn)的發(fā)表年份跨度是1993－2013。以學(xué)歷層次分組，本科組62個(gè)，大專(zhuān)及以下組29個(gè)，未記錄學(xué)歷層次的樣本3個(gè)；以入學(xué)年份分組，1998年及之前入學(xué)的樣本16個(gè)，1999－2004入學(xué)的樣本15個(gè)，2005－2009入學(xué)的樣本23個(gè)，2010及之后入學(xué)的樣本26個(gè)，未記錄入學(xué)年份的樣本14個(gè)。從時(shí)間上來(lái)看，1999年是一個(gè)重要的時(shí)間點(diǎn)，因?yàn)閺漠?dāng)年起我國(guó)高校開(kāi)始大規(guī)模擴(kuò)大招生；而2005年是另一個(gè)重要的時(shí)間點(diǎn)，當(dāng)年1月份教育部、衛(wèi)生部和共青團(tuán)中央聯(lián)合下發(fā)“教社政一號(hào)”通知，要求各高?！耙J(rèn)真開(kāi)展大學(xué)生心理健康狀況摸排工作”，此后大學(xué)新生的心理健康調(diào)查變成心理健康教育的常規(guī)工作；而2010年以后，研究者發(fā)表調(diào)查報(bào)告的熱情更加高漲。

（三）統(tǒng)計(jì)分析工具

使用EXCEL 2010對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行初步處理，使用Stata SE 12.0進(jìn)行元分析計(jì)算，使用SPSS 19.0進(jìn)行元分析之外的其他統(tǒng)計(jì)。

二 分析步驟與結(jié)果

（一）合成常模

由于方差具有可加性的特點(diǎn)，合成常模其實(shí)是將各個(gè)單項(xiàng)研究所得到的均值及其標(biāo)準(zhǔn)差通過(guò)計(jì)算合成一個(gè)總的均值及標(biāo)準(zhǔn)差，公式［5］如下所示：

式中：s2T為總方差、sT為總標(biāo)準(zhǔn)差，si為各樣本標(biāo)準(zhǔn)差，Ni為各樣本容量。

計(jì)算后得到的常模如表1所示。

由表1可見(jiàn)，以多個(gè)單項(xiàng)研究的二手?jǐn)?shù)據(jù)為基礎(chǔ)合成新的常模在計(jì)算上并無(wú)困難，但是這些單項(xiàng)研究是否具有同質(zhì)性？換句話(huà)說(shuō)，這些數(shù)據(jù)能否被當(dāng)作來(lái)自同一總體的樣本？以往合成常模的研究并沒(méi)有進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)。以下對(duì)各因子進(jìn)行Kolmogorov－Smirnov檢驗(yàn)（以下簡(jiǎn)稱(chēng)K－S檢驗(yàn)），結(jié)果如表2。

如表2所示，各因子K－S檢驗(yàn)結(jié)果表明，軀體化、焦慮、敵對(duì)、恐怖、精神病性的數(shù)據(jù)并非來(lái)自同一個(gè)正態(tài)總體，各項(xiàng)數(shù)據(jù)間存在顯著性差異，拒絕同質(zhì)假設(shè)。其他因子雖然保留同質(zhì)假設(shè)，但其P值也接近0.05，如九項(xiàng)總均分（P＝0.065）。為何以二手?jǐn)?shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立常模會(huì)產(chǎn)生異質(zhì)性問(wèn)題？筆者認(rèn)為大致有以下幾個(gè)原因：①數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度比較大，如有學(xué)者搜集的數(shù)據(jù)涵蓋1979－2008年［6］，不同年代的學(xué)生身心發(fā)展存在較大的差異；②樣本容量大小不一，如有些樣本僅有30人，有些則多達(dá)12357人［7］，樣本大小的差異可能引起不同學(xué)校學(xué)生比例的偏差；③測(cè)試時(shí)間不一致，有些測(cè)驗(yàn)在新生入學(xué)后立即進(jìn)行，有些則在入學(xué)2－3個(gè)月后進(jìn)行，有些則在一年級(jí)第二學(xué)期進(jìn)行，時(shí)間上的不同可能意味著心理狀態(tài)的差異，這在大學(xué)第一年是相當(dāng)明顯的；④抽樣的隨機(jī)性無(wú)法保證，研究者能獲得的都是公開(kāi)發(fā)表的數(shù)據(jù)，事實(shí)上還有許多未發(fā)表的測(cè)驗(yàn)結(jié)果和報(bào)告；⑤抽樣的代表性無(wú)法保證，理由同上條；⑥數(shù)據(jù)的真實(shí)性無(wú)法保證，由于是二手?jǐn)?shù)據(jù)，研究者無(wú)從檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的真實(shí)性。因此，合成“常?！钡漠愘|(zhì)性在所難免，以此得出的統(tǒng)計(jì)推斷也是不可靠的。

表1 SCL－90合成常模的均值和標(biāo)準(zhǔn)差

表2 合成常模各因子的同質(zhì)性K－S檢驗(yàn)

（二）元分析計(jì)算

1.同質(zhì)性檢驗(yàn)

關(guān)于SCL－90用于大學(xué)新生的調(diào)查，研究者最為關(guān)心的一個(gè)問(wèn)題是：大學(xué)新生的調(diào)查結(jié)果從總體上講與成年人常模、大學(xué)生常模等有無(wú)顯著差異？為了回答這個(gè)問(wèn)題，已有元分析的普遍做法是把搜集到文獻(xiàn)數(shù)據(jù)和已有的常模對(duì)比，通過(guò)計(jì)算合成總的效應(yīng)量，以此考察大學(xué)新生調(diào)查結(jié)果與常模之間是否存在顯著差異。但由于沒(méi)有使用專(zhuān)業(yè)軟件，缺少了其他必要的統(tǒng)計(jì)步驟，如同質(zhì)性檢驗(yàn)、使用模型說(shuō)明、發(fā)表偏倚檢驗(yàn)等，讀者無(wú)從得知這些效應(yīng)量得出的結(jié)論是否可靠。

本文以搜集到的94個(gè)有效樣本作為實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)，以金華等人于1986年建立的常模為參照標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較，三種同質(zhì)性檢驗(yàn)（Q檢驗(yàn)、I2檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)）結(jié)果見(jiàn)表3。從表3可知，三種檢驗(yàn)方法一致表明，各研究之間存在著極大的異質(zhì)性，并且接近極值（I2均大于98%，接近100%）。

2.亞組分析

為了探索數(shù)據(jù)的異質(zhì)性來(lái)源，接著進(jìn)行亞組分析。分別以學(xué)習(xí)層次（本科、大專(zhuān)及以下）、新生入學(xué)年份（1＝1998以前、2＝1999－2004、3＝2005－2009、4＝2010及以后）為分組依據(jù)，再次進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)分組后檢驗(yàn)結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生明顯變化，各研究之間仍然存在著極大的異質(zhì)性，如表4所示（由于篇幅所限，僅以精神病性因子為例）。由此可見(jiàn)學(xué)習(xí)層次和入學(xué)年份的差異并非數(shù)據(jù)異質(zhì)性來(lái)源。

表3 元分析同質(zhì)性檢驗(yàn)（Q檢驗(yàn)、I2檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)）

3.回歸分析

為了進(jìn)一步探索數(shù)據(jù)的異質(zhì)性，仍以精神病性因子為例，進(jìn)行回歸分析，采用REML法，建立效應(yīng)量“標(biāo)準(zhǔn)均數(shù)差SMD（此處顯示為＿ES）”對(duì)單個(gè)協(xié)變量“新生入學(xué)年份（year2）”的回歸模型，結(jié)果如表5所示。

表4 亞組分析

結(jié)果列出了SMD值對(duì)新生入學(xué)年份的回歸系數(shù)（Coef.）、回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤（Std.Err.）、對(duì)回歸系數(shù)的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（t）、P值及95%置信區(qū)間。發(fā)現(xiàn)P＝0.943＞0.05，表明新生入學(xué)年份的差別無(wú)法說(shuō)明數(shù)據(jù)異質(zhì)性來(lái)源。而且I2值由98.7%上升到了98.85%，研究間差異的解釋比例為－1.30%，考慮入學(xué)年份的影響后，研究間的異質(zhì)性反而增大了。再以文獻(xiàn)發(fā)表年份（year1）為協(xié)變量，也得到了類(lèi)似的結(jié)果（P＝0.657＞0.05），如表6所示。將用于比較的常模換成其它常模，均得到了類(lèi)似的結(jié)果。

由以上分析可知，將搜集到的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)與常模直接比較，進(jìn)行同質(zhì)性檢驗(yàn)時(shí)會(huì)發(fā)現(xiàn)各研究間異質(zhì)性的指標(biāo)值接近極大，而且通過(guò)亞組分析、回歸分析都無(wú)法解釋其異質(zhì)性來(lái)源。因此筆者認(rèn)為調(diào)查數(shù)據(jù)和常模的t檢驗(yàn)結(jié)果不適合進(jìn)行元分析。

4.發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

最后進(jìn)行文獻(xiàn)發(fā)表偏倚檢驗(yàn)，考察搜集到的文獻(xiàn)是否由于有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的顯著性結(jié)果才得以發(fā)表。本文使用常見(jiàn)的Begg法和Egger法，仍以金華等人于1986年建立的常模為參照標(biāo)準(zhǔn)，將數(shù)據(jù)輸入Stata一一檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表7所示。

從表7可知，Egger法檢驗(yàn)各研究得到的p值均大于0. 05，且95%置信區(qū)間均包含0；而B(niǎo)egg法檢驗(yàn)得到的p值除了軀體化和抑郁二項(xiàng)，也均大于0.05。因此基本可認(rèn)為搜集到的文獻(xiàn)不存在發(fā)表偏倚。以其他常模為參照標(biāo)準(zhǔn)也得到了類(lèi)似的結(jié)果，限于篇幅不再將檢驗(yàn)結(jié)果一一列出。

表5 Meta回歸分析1

表6 Meta回歸分析2

表7 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)（Begg法和Egger法）

三 討論

經(jīng)過(guò)以上統(tǒng)計(jì)和分析，筆者認(rèn)為以文獻(xiàn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)合成新“常模”的做法看似改進(jìn)了舊常模的時(shí)效性，增大了常模的樣本量和地域的覆蓋面，但由于其數(shù)據(jù)來(lái)源均為二手統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無(wú)法保證樣本來(lái)源于同一總體。本文模擬合成常模的過(guò)程說(shuō)明了這一問(wèn)題。而且從程序上講，合成“常?！钡姆椒m然省時(shí)省力，但卻無(wú)法保證常模團(tuán)體的確定性和樣本的代表性。因此，合成常模的做法是不合適的，許多文獻(xiàn)將實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)與這些“常?！边M(jìn)行比較也是沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的。鑒于互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，網(wǎng)上實(shí)時(shí)測(cè)驗(yàn)已經(jīng)成為大趨勢(shì)。筆者認(rèn)為可以由相關(guān)主管部門(mén)牽頭建立專(zhuān)門(mén)的心理測(cè)量網(wǎng)站，負(fù)責(zé)整個(gè)地區(qū)（如省級(jí)或全國(guó)）新生的心理普查工作，該地區(qū)的高校在大一新生入學(xué)后某個(gè)時(shí)間段內(nèi)組織網(wǎng)絡(luò)測(cè)驗(yàn)，這樣得到的測(cè)驗(yàn)數(shù)據(jù)和全部新生的數(shù)量大致相等。所得數(shù)據(jù)可供各高校下載分析，而主管部門(mén)可獲得本地區(qū)的大數(shù)據(jù)用于監(jiān)管、預(yù)測(cè)，以及建立常模。這種做法在技術(shù)上毫無(wú)困難，而且對(duì)主管部門(mén)的教育管理也是十分有益的。

此外，SCL－90舊常模的確存在年代久遠(yuǎn)時(shí)效性差的問(wèn)題，如果與之比較很容易出現(xiàn)各因子t檢驗(yàn)或秩和檢驗(yàn)結(jié)果顯著。馮正直等［8］指出，SCL－90雖然具有較好的效度，能夠區(qū)分健康和不健康人群；但其九個(gè)因子之間存在高相關(guān)，因子之間不是互相獨(dú)立的。因此對(duì)各因子之間的詳細(xì)比較并無(wú)多大統(tǒng)計(jì)意義。筆者認(rèn)為，如果研究者非要對(duì)SCL－90結(jié)果進(jìn)行比較，可以把本校上一年的新生調(diào)查結(jié)果作為參照標(biāo)準(zhǔn)，與本年度的調(diào)查結(jié)果相比較，這樣可能更有實(shí)際意義。

本文對(duì)元分析之前的必要檢驗(yàn)表明，使用SCL－90對(duì)大學(xué)新生進(jìn)行調(diào)查的文獻(xiàn)不存在發(fā)表偏倚，但若與已有的常模進(jìn)行比較，則存在極大異質(zhì)性的問(wèn)題，而且無(wú)法通過(guò)亞組分析、回歸分析明確其異質(zhì)性來(lái)源。筆者認(rèn)為原因可能是：各研究之間的確存在較大的異質(zhì)性，由于實(shí)驗(yàn)組是各項(xiàng)具體不同的數(shù)據(jù)，而控制組卻是由常模提供的唯一一個(gè)對(duì)照數(shù)據(jù)，組中各項(xiàng)均值和標(biāo)準(zhǔn)差是完全相同的。這樣一列數(shù)和一個(gè)已知點(diǎn)的比較可能無(wú)法進(jìn)行元分析。筆者對(duì)照循證醫(yī)學(xué)方面的元分析文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)其控制組和實(shí)驗(yàn)組類(lèi)似，也是由具體測(cè)量數(shù)值構(gòu)成的數(shù)據(jù)，這樣同質(zhì)性檢驗(yàn)的結(jié)果雖然也有部分提示異質(zhì)性，但沒(méi)有出現(xiàn)I2＞90%的極端情況。因此，在提示極端異質(zhì)性的情況下，已有元分析將SCL－90各因子得分與常模比較得出的效應(yīng)量是無(wú)效的。

［1］王征宇.癥狀自評(píng)量表（SCL－90）［J］.上海精神醫(yī)學(xué)，1984，（2）.

［2］金華，吳文源，張明園.中國(guó)正常人SCL－90評(píng)定結(jié)果的初步分析［J］.中國(guó)神經(jīng)精神疾病雜志，1986，（5）.

［3］辛自強(qiáng)，張梅，何琳.大學(xué)生心理健康變遷的橫斷歷史研究［J］.心理學(xué)報(bào)，2012，（5）.

［4］仲穩(wěn)山，李露.全國(guó)大學(xué)生SCL－90新常模構(gòu)建問(wèn)題研究［J］.中國(guó)校醫(yī)，2009，（3）.

［5］［6］張厚粲，徐建平.現(xiàn)代心理與教育統(tǒng)計(jì)學(xué)［M］.北京：北京師范大學(xué)出版社，2009.

［7］曾憲濤.應(yīng)用STATA做Meta分析［M］.北京：軍事醫(yī)學(xué)科學(xué)出版社，2014.

［8］馮正直，張大均.中國(guó)版SCL－90的效度研究［J］.第三軍醫(yī)大學(xué)學(xué)報(bào)，2001，（4）.

（責(zé)任編校：簡(jiǎn)子）

Discussion on Synthetic Norm s and M eta－analysis of Sym ptom Check List 90

ZOU Danjie，ZHANG Lingcong，WU Xia
（School of Literature and Law，Beijing University of Chemical Technology，Beijing 100029，China；School of Educational Science，Minnan Normal University，Zhangzhou Fujian 363000，China；Students’Affairs Office，BeijingWomen’s University，Beijing 100101，China）

In this study，two conclusions are obtained：1.Synthetic norms of SCL－90 based on the secondhand data are very likely to be statistically invalid，and unreliable with regard to procedures of norm building；2.the effective size calculated to compare differences between research data and existing norms is statistically invalid.

Symptom Check List90；SCL－90；freshmen；norm；meta－analysis

G525.5；R195.1

A

1008－4681（2014）06－0134－04

2014－09－14

鄒丹杰（1979－），男，福建漳州人，北京化工大學(xué)文法學(xué)院講師，碩士。研究方向：大學(xué)生心理健康、心理與教育統(tǒng)計(jì)。張靈聰（1957－），男，福建漳州人，閩南師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院教授，博士。研究方向：人格培養(yǎng)。伍霞（1977－），女，江西九江人，中華女子學(xué)院學(xué)生處心理咨詢(xún)中心負(fù)責(zé)人。研究方向：大學(xué)生心理健康、女性心理。