10項(xiàng)流調(diào)中心抑郁自評(píng)量表在中國(guó)中老人群中的信效度

黃慶波王曉華陳功△

①中國(guó)．北京大學(xué)人口研究所(北京)100871②北京師范大學(xué)社會(huì)發(fā)展與公共政策學(xué)院△通訊作者E-mail:chengong@pku．edu．cn

為篩查社區(qū)抑郁人群，美國(guó)國(guó)立精神衛(wèi)生研究院Radloff于1977年編制了20項(xiàng)流調(diào)中心抑郁水平評(píng)定量表(the Center for Epidemiological Studies Depression Scale，CES－D)，包括16個(gè)描述消極情緒的項(xiàng)目和4個(gè)描述積極情緒的項(xiàng)目［1］，此量表在許多國(guó)家的研究中被證明具有較高的信效度［2-3］。原有量表在計(jì)分方法上基本上是將4個(gè)描述積極情緒的題目進(jìn)行反向計(jì)分然后計(jì)算量表總分。

然而，一些研究者發(fā)現(xiàn)，20項(xiàng)CES－D要求作答的時(shí)間過(guò)長(zhǎng)，被試情緒負(fù)荷較高，以及項(xiàng)目?jī)?nèi)容敏感等問(wèn)題，導(dǎo)致較高的拒答率［4-5］。為此，研究者根據(jù)不同的人群和目的，設(shè)計(jì)多種簡(jiǎn)版CES－D，其中包括10項(xiàng)、9項(xiàng)等簡(jiǎn)短量表［6］。比如Kohout等人根據(jù)修訂的簡(jiǎn)版量表與完整量表之間的對(duì)比結(jié)果篩選出10個(gè)項(xiàng)目，在65歲以上老年人樣本中構(gòu)建了Boston版本和Iowa版本，這兩個(gè)簡(jiǎn)版量表與原量表的結(jié)構(gòu)效度一致［4］。Cole等人利用RASCH模型的交叉檢驗(yàn)篩選出9個(gè)項(xiàng)目，用來(lái)測(cè)量不同人群的抑郁水平，該量表在不同人群中信度和結(jié)構(gòu)效度較高［7］。這表明，縮短CES－D的長(zhǎng)度并不會(huì)降低該量表的穩(wěn)定性和有效性。

許多研究發(fā)現(xiàn)，中文CES－D在我國(guó)不同的人群中有較高的信效度［8-10］，可以穩(wěn)定且有效地測(cè)查抑郁癥狀。然而，由于簡(jiǎn)版CES－D的縮短時(shí)間和問(wèn)卷長(zhǎng)度的優(yōu)越性，在不降低測(cè)量信效度的情況下，許多大型調(diào)查或研究已逐步開(kāi)始采用簡(jiǎn)版CESD［11-12］。由于老年人缺乏耐性，簡(jiǎn)版量表在老年人群體中更具有適用性［13-14］。比如，中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查作為一個(gè)針對(duì)中老年人的大型微觀調(diào)查，該調(diào)查使用了由Andresen等修訂的10項(xiàng)CES－D問(wèn)卷［15］。

與此同時(shí)，10項(xiàng)CES－D的因子結(jié)構(gòu)在國(guó)外得到了較多的研究，且研究結(jié)論并不一致。部分研究發(fā)現(xiàn)10項(xiàng)CES－D只有一個(gè)因子結(jié)構(gòu)［16-17］。比如，Bjorgvinssonb等利用內(nèi)部一致性分析和因子分析方法，對(duì)755名精神病人的分析后發(fā)現(xiàn)，10項(xiàng)CES－D具有較高的內(nèi)部一致性，具有1個(gè)因子結(jié)構(gòu)。但一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)了兩個(gè)因子結(jié)構(gòu):積極因子和消極因子［18-20］。Lee在3個(gè)不同模型的假定下，利用驗(yàn)證性因子分析對(duì)1013名非機(jī)構(gòu)老年人進(jìn)行分析后，發(fā)現(xiàn)樣本數(shù)據(jù)在兩因子模型中擬合更好。此外還有少數(shù)研究發(fā)現(xiàn)此量表有3個(gè)因子結(jié)構(gòu)［21］。如Cheng對(duì)231名中國(guó)老人進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)10項(xiàng)CES－D的結(jié)構(gòu)效度有3個(gè)因子，依次為積極因子、軀體因子、消極因子。

研究結(jié)論的不一致，可能由于社會(huì)文化與關(guān)注人群的差異。一方面，由于社會(huì)文化背景的不同，不同種族和地域的人對(duì)量表項(xiàng)目的理解和解釋會(huì)存在差異，量表的因子結(jié)構(gòu)也可能隨之而發(fā)生一定改變［22］。比如研究結(jié)論為一因子結(jié)構(gòu)的研究來(lái)自美國(guó)，二因子結(jié)構(gòu)的研究來(lái)自加拿大和新加坡，三因子結(jié)構(gòu)的則來(lái)自中國(guó)。另外，上述研究關(guān)注的人群也有較大的差異，從青少年、精神病人到老人各不相同。

由此可見(jiàn)，10項(xiàng)CES－D在不同的人群和社會(huì)文化背景中，其信效度可能有所差異。隨著中文10項(xiàng)CES－D被廣泛使用，此類簡(jiǎn)版量表在中國(guó)人群中的信效度評(píng)價(jià)就顯得十分迫切。因此，本文將利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，分析中文10項(xiàng)CES－D的信效度，為未來(lái)10項(xiàng)CES－D的廣泛使用提供一些依據(jù)。鑒于此，本文提出如下研究問(wèn)題，中文10項(xiàng)CES－D的信效度與國(guó)外的研究結(jié)論是否有所不同呢?在中年和老年群體中的信效度是否存在差異呢?

1 對(duì)象與方法

1．1 對(duì)象

本研究利用中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年第一波追蹤數(shù)據(jù)，該調(diào)查是對(duì)中國(guó)中老年人進(jìn)行的一項(xiàng)調(diào)查。抽樣方法為多階段分層概率比例抽樣(PPS)，經(jīng)過(guò)縣級(jí)抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個(gè)人抽樣等4個(gè)階段抽取了28個(gè)省150個(gè)縣區(qū)的450個(gè)村、居。該樣本代表了中國(guó)45歲及以上住戶人群，機(jī)構(gòu)中的老年人并沒(méi)有進(jìn)入抽樣?？倶颖?7705人，剔除掉無(wú)效樣本和年齡不足者2774人，共獲得有效樣本14931人，其中中年人群(45～60歲)8337人，老年人群(60歲以上)6594人。

表1 10項(xiàng)CES－D項(xiàng)目構(gòu)成

樣本中，平均年齡為(60．21±9．63)歲，其中45～60歲8337人(55．84%)，60歲以上6594人(44．16%);男性7172人(48．03%);受教育程度方面，文盲3943人(26．41%)，小學(xué)未畢業(yè)者2658人(17．8%)，小學(xué)畢業(yè)3264人(21．86%)，中學(xué)畢業(yè)者3126人(20．94%)，高中以上1940人(13%);婚姻狀況方面，13129人(87．93%)已婚，1802人(12．07%)不在婚。

1．2 方法

本研究采用Andresen于1994年修訂的10項(xiàng)流調(diào)中心抑郁量表，該量表由10個(gè)項(xiàng)目構(gòu)成，要求被訪者在回答過(guò)去1周內(nèi)各項(xiàng)目所描述癥狀出現(xiàn)的頻率，并以(0～3)4級(jí)記分，其中“對(duì)未來(lái)充滿希望”和“我很愉快”屬于反向計(jì)分題目(見(jiàn)表1)。

1．3 統(tǒng)計(jì)處理

使用SPSS 20．0和IBM SPSS Amos 21．0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先，本研究在整個(gè)人群樣本中，使用內(nèi)部一致性分析方法檢驗(yàn)10項(xiàng)CES－D的內(nèi)部一致性，運(yùn)用驗(yàn)證性因子分析方法分析10項(xiàng)CES－D的因子結(jié)構(gòu)。其次，分別檢驗(yàn)10項(xiàng)CES－D在中年人群和老年人群中的內(nèi)部一致性，并使用多組驗(yàn)證性因子分析方法，檢驗(yàn)最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)在中年人和老年人群體中的恒等性。多組驗(yàn)證性因子分析方法是在原來(lái)SEM的分析之外，增加了另一個(gè)(或多個(gè))平行樣本的估計(jì)，即在SEM模型的基本設(shè)定之外，另外納入一個(gè)類別變量反映共變結(jié)構(gòu)的跨樣本變化［23］，其統(tǒng)計(jì)學(xué)原理是將跨樣本因子結(jié)構(gòu)模型視為單一樣本的因子結(jié)構(gòu)的更嚴(yán)格限制模型，再透過(guò)嵌套模型的比較決定樣本間的因子恒等性［24］。該方法主要的擬合函數(shù)如下:

其中，F(xiàn)g為擬合函數(shù)，Ng為各組樣本數(shù)

一方面，考慮到χ2隨樣本量的增加而變大，模型很容易被拒絕，所以本研究報(bào)告χ2與df，但并不進(jìn)行深入討論，而主要使用RMSEA，NNFI，CFI，GFI，AGFI，SRMR等指標(biāo)來(lái)評(píng)價(jià)模型的擬合優(yōu)度。根據(jù)以往研究的經(jīng)驗(yàn)，RMSEA和SRMR＜0．08，NNFI、GFI與AGFI，CFI＞0．95時(shí)，模型擬合程度較好［23］。另一方面，由于判斷模型恒等性的χ2差異檢驗(yàn)對(duì)于一致性檢驗(yàn)過(guò)于苛刻，結(jié)構(gòu)方程模型最多只是趨近現(xiàn)實(shí)，而且CFI、RMSEA和SRMR受樣本量影響較小，所以利用△CFI、△RMSEA和△SRMR測(cè)量模型恒等性的效果要優(yōu)于△χ2［25］。根據(jù)研究者的推薦，本研究采用△CFI＜0．01、△RMSEA＜0．015和△SRMR＜0．01為各嵌套模型恒等的臨界值［26］。

最后，利用量表總分最高27%百分?jǐn)?shù)和最低27%百分?jǐn)?shù)的樣本，運(yùn)用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)分析10項(xiàng)CES－D各條目在該樣本中區(qū)分不同水平被試的能力。

1．4 分析框架

假定3種因子結(jié)構(gòu)，利用多組驗(yàn)證性因子分析分別對(duì)這3個(gè)因子結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗(yàn)，并選擇最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)。3個(gè)因子結(jié)構(gòu)包括:單因子結(jié)構(gòu)，兩因子結(jié)構(gòu)(積極因子和消極因子)，三因子結(jié)構(gòu)(積極因子、軀體因子和消極因子)，具體構(gòu)成條目見(jiàn)表2。

表2 假定的三種因子結(jié)構(gòu)

2 結(jié)果

2．1 整個(gè)人群分析

2．1．1 區(qū)分度分析首先，由各項(xiàng)目得分計(jì)算10項(xiàng)CES－D的總分，以百分位數(shù)最高和最低的27%為臨界點(diǎn)，將被試分為高低兩組，其中低分組和高分組的臨界分值分別為4分和12分。對(duì)兩組人群在每一個(gè)項(xiàng)目上的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組被試在所有項(xiàng)目上得分顯著地統(tǒng)計(jì)學(xué)差異，見(jiàn)表3。

2．1．2 信度檢驗(yàn)內(nèi)部一致性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，10項(xiàng)CES－D的信度為0．81，是可以接受的。刪除當(dāng)前條目后量表的Cronbach＇s系數(shù)在0．791～0．819之間，量表的總Cronbach＇s系數(shù)為0．815;各條目得分與刪掉此條目后量表得分的相關(guān)系數(shù)分別為0．299～0．647，該量表的內(nèi)部一致性較好。已有學(xué)者指出，當(dāng)項(xiàng)目與測(cè)驗(yàn)總分的相關(guān)在0．30～0．80之間，測(cè)驗(yàn)的會(huì)聚效度是令人滿意的［27］。

表3 老年抑郁量表項(xiàng)目區(qū)分度(±s)

表3 老年抑郁量表項(xiàng)目區(qū)分度(±s)

注:對(duì)積極題目進(jìn)行反向計(jì)分后計(jì)算總分

類別低分組高分組P我因一些小事而煩惱0．258±0．5522．030±0．997＜0．001我在做事時(shí)很難集中精力0．219±0．5541．827±1．060＜0．001我感到情緒低落0．186±0．4612．050±0．920＜0．001我覺(jué)得做任何事都很費(fèi)勁0．191±0．5152．070±1．000＜0．001我對(duì)未來(lái)充滿希望0．495±0．8951．835±1．133＜0．001我感到害怕0．033±0．2040．900±1．103＜0．000我的睡眠不好0．352±0．7671．881±1．145＜0．001我很愉快0．270±0．5961．922±0．993＜0．001我感到孤獨(dú)0．060±0．3061．306±1．187＜0．001我覺(jué)得我無(wú)法繼續(xù)我的生活0．024±0．1881．007±1．093＜0．001

表4 10項(xiàng)CES－D內(nèi)部一致性檢驗(yàn)±s)

表4 10項(xiàng)CES－D內(nèi)部一致性檢驗(yàn)±s)

條目得分條目－總分相關(guān)系數(shù)Cronbach＇s系數(shù)11．02±1．100．5650．791 20．91±1．080．5100．797 30．97±1．060．6470．782 40．99±1．140．5820．789 51．84±1．190．2990．819 60．35±0．770．4390．805 71．05±1．190．3930．809 81．96±1．110．4920．799 90．54±0．940．5080．797 100．36±0．780．5240．795總系數(shù)0．815

2．1．3 結(jié)構(gòu)效度檢驗(yàn)假定3個(gè)不同的因子結(jié)構(gòu)模型，用驗(yàn)證性因子分析驗(yàn)證各模型的擬合優(yōu)度。第一個(gè)模型是所有條目都由一個(gè)公因子解釋，即單因子結(jié)構(gòu)模型;第二個(gè)模型假定所有條目由積極因子和消極因子共同解釋;第三個(gè)模型假定所有條目由3個(gè)公因子，即積極因子、消極因子和軀體因子所解釋。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，單因子結(jié)構(gòu)模型的RMSEA＞0．08、AGFI和NNFI＜0．95，模型不滿足最低臨界值的要求;兩因子模型和三因子模型的擬合指數(shù)均滿足最低擬合指數(shù)的要求，但是兩因子模型中RMSEA、NNFI和AGFI均優(yōu)于三因子模型，所以兩因子模型是最佳擬合模型。

表5 10項(xiàng)目CES－D各因子結(jié)構(gòu)模型的因子載荷與擬合優(yōu)度

2．2 分組別的信效度分析

2．2．1 信度分析將整個(gè)樣本人群分為中年人和老年人后，分別對(duì)這兩個(gè)樣本進(jìn)行信度分析。內(nèi)部一致性分析發(fā)現(xiàn)，中年人和老年人的Cronbach＇s系數(shù)分別為0．8145、0．8128;刪除當(dāng)前條目后的Cronbach＇s系數(shù)分別在0．7817～0．8195，0．7780～0．8167，條目得分與刪除條目后的總得分之間的相關(guān)系數(shù)分別在0．288～0．6412，0．2974～0．6549之間。

2．2．2 多組驗(yàn)證性因子分析首先，本研究利用驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)在中年人群和老年人群中的擬合情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中年人群和老年人群中，兩因子結(jié)構(gòu)模型的GFI、SRM、RMSEA、CFI均滿足臨界值，顯示中年人群和老年人群的因子結(jié)構(gòu)和數(shù)量是類似的，見(jiàn)表6。所有因子載荷在0．01的水平上具有顯著性差異。兩個(gè)因子之間的相關(guān)系數(shù)在中年和老年人群中分別為0．54和0．56。

其次，具有類似因子數(shù)量與結(jié)構(gòu)并不能保證條目和潛在的理論因子結(jié)構(gòu)的一致性，據(jù)此本研究利用多組驗(yàn)證性因子分析對(duì)中年和老年群體的模型參數(shù)進(jìn)行同時(shí)預(yù)測(cè)以檢驗(yàn)因子結(jié)構(gòu)模型差異的顯著性，為模型比較提供參數(shù)指標(biāo)［28］。模型一的擬合指數(shù)顯示，χ2為1876．43，df為68，CFI和RMSEA分別為0．973、0．042，這表明兩因子模型的因子結(jié)構(gòu)和因子數(shù)量在老年人和中年人群體中具有一致性。

表6 中年人群與老年人群中X因子結(jié)構(gòu)模型的因子載荷與擬合優(yōu)度指數(shù)

表7 10項(xiàng)CES－D因素結(jié)構(gòu)在中年人群和老年人群中的恒等性檢驗(yàn)

最后，在檢驗(yàn)了因子結(jié)構(gòu)模型在中年和老年人群中的差異性后，通過(guò)多組驗(yàn)證性因子分析檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮趦蓚€(gè)群體中的恒等性。依據(jù)群體間模型恒等性檢驗(yàn)程序，設(shè)定4個(gè)嵌套模型:模型一(基準(zhǔn)模型，兩個(gè)群體的模型參數(shù)均自由估計(jì))，模型二(兩個(gè)群體的模型的因子負(fù)荷設(shè)定相等)，模型三(除殘差誤差外，兩個(gè)群體的模型其他參數(shù)均設(shè)定相等)，模型四(兩個(gè)群體的模型參數(shù)均設(shè)定相等)，然后將其他模型分別與模型一進(jìn)行對(duì)比，以△CFI、△RMSEA和△SRMR為指標(biāo)來(lái)判斷模型的一致性。

多組驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果顯示，模型二和模型三滿足△CFI＜0．01、△RMSEA＜0．015和△SRMR＜0．01;雖然模型四△SRMR并不滿足臨界值，但由于該模型所有參數(shù)都受限，其參考意義不大［28］。綜上所述，兩因子結(jié)構(gòu)模型在中年人群和老年人群中的具有穩(wěn)定性，適用于中年人群和老年人群。

3 討論

研究顯示，10項(xiàng)CES－D具有較高的信效度，并沒(méi)有因?yàn)闂l目的減少而降低。首先，內(nèi)部一致性分析發(fā)現(xiàn)，10項(xiàng)CES－D的總量表系數(shù)和刪除條目的系數(shù)都較高，并沒(méi)有因?yàn)闂l目的減少而降低，這在其他的研究中也得到了證實(shí)［17-18，29］。

3個(gè)假設(shè)的因子模型在整個(gè)樣本人群中進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)兩因子結(jié)構(gòu)，即積極因子和消極因子擬合數(shù)據(jù)更佳。研究結(jié)果與先前的其他研究一致［15，18-20，29］，但卻與另外的研究結(jié)果相反［17，21］。研究結(jié)果的不一致可能來(lái)源于不同社會(huì)文化中，研究人群理解問(wèn)卷的方式有所不同。比如，Boey對(duì)中國(guó)香港的研究結(jié)果與本研究的結(jié)論不一致，這可能與香港的殖民歷史有關(guān)，香港的文化已經(jīng)逐漸地演變成歐洲文化，與中國(guó)所屬的儒家道家文化并不一致。

多組驗(yàn)證性因子分析發(fā)現(xiàn)，兩因子結(jié)構(gòu)在中年和老年人群中具有恒等性。研究老年人群的中年生活對(duì)于研究老年人階段的各種問(wèn)題具有非常大的意義，所以本研究的結(jié)論對(duì)于以后同時(shí)調(diào)查中年人群和老年人群提供了重要的應(yīng)用依據(jù)。因子結(jié)構(gòu)恒定性可能是由于中年人群和老年人群均處于生活的焦慮和壓力期，兩個(gè)群體具有相似性。一方面，中年人群正處于事業(yè)成就和孩子發(fā)展所帶來(lái)壓力期，他們面對(duì)各種挑戰(zhàn);另一方面，老年人面臨社會(huì)角色丟失等生活方式變遷的壓力，疾病和收入降低也隨之而來(lái)。基于中年和老年人群一致性，研究者可以利用該量表來(lái)比較中年和老年人群的抑郁水平。在本研究中通過(guò)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)老年人的抑郁水平顯著高于中年人的抑郁水平，這與以往的研究相一致［30］。最后，區(qū)分度分析顯示高分組和低分組之間的各項(xiàng)目得分差異在99%的水平上具有統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性，證明該量表具有良好的區(qū)分度，能區(qū)分不同水平的被試。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者評(píng)價(jià)了其他版本的CES－D的信效度［6，31-32］，但10項(xiàng)CES－D的信效度研究，除了少數(shù)在中國(guó)香港的研究外［29］，對(duì)中國(guó)大陸人群中的研究卻十分不足，本研究為進(jìn)一步的使用10項(xiàng)CES－D提供了依據(jù)。

綜上所述，10項(xiàng)CES－D量表由于具有良好的信效度，加上其較短的回答時(shí)間和較高的回收率，該量表在大型調(diào)查研究中具有較大的應(yīng)用潛力。這在中國(guó)健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查、及其國(guó)外其它姊妹調(diào)查中得到了印證。然而，因本研究局限于內(nèi)部一致性分和驗(yàn)證性因子分析，所以還需要更多的信效度分析以進(jìn)一步確定其信度和效度，比如ROC分析、重測(cè)信度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度、內(nèi)容效度等。

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