中文版SDS量表的項目表述效應(yīng)

戴燁

摘要：使用CTCM和CTCU方法進(jìn)行建模，探討中文版SDS量表中是否存在項目表述效應(yīng)以及影響項目表述效應(yīng)的特質(zhì)因素。采用中文版SDS量表對247名大學(xué)生進(jìn)行測試。結(jié)果表明，中文版SDS量表存在項目表述效應(yīng)，是一種反向題的項目表述效應(yīng)，本質(zhì)上來說是一種影響因子結(jié)構(gòu)的噪音。

關(guān)鍵詞：項目表述效應(yīng)；中文版SDS量表；CTCM和CTCU方法

中圖分類號：F27 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.07.023

1 引言

1.1 項目表述效應(yīng)

心理測驗的編制過程中，為了控制趨同偏差和否定偏差，研究者常常在量表中加入反向表述題。但研究發(fā)現(xiàn)，將正向題和反向題混合使用時，對于一些這種正向表述和反向表述項目構(gòu)成量表，用因素分析的方法進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度驗證時會出現(xiàn)正向表述項目和反向表述項目分離的現(xiàn)象，研究者稱之為項目的表述效應(yīng)，即由項目表述方式的差異引起的與測量內(nèi)容無關(guān)的系統(tǒng)變異，包括正向題項目表述效應(yīng)和反向題項目表述效應(yīng)。

項目表述效應(yīng)一個突出的負(fù)面影響是，可能會降低正向題和反向題之間的相關(guān)度，導(dǎo)致一些自陳量表的單維結(jié)構(gòu)擬合不佳。

近年來一些中國學(xué)者在中文版問卷中也發(fā)現(xiàn)了項目表述效應(yīng)，顧紅磊和王才康（2012）以中文版的生活定向測驗（LOT-R）為例，探討中文版問卷中的項目表述效應(yīng)及其特點。將項目表述效應(yīng)從特質(zhì)效應(yīng)和誤差效應(yīng)中分離出來，并得到估計，這一方法叫作相關(guān)特質(zhì)相關(guān)方法模型；另一種方法把項目表述效應(yīng)當(dāng)作影響因子結(jié)構(gòu)的噪音，通過限制所有的正向題或反向題的測量誤差相關(guān)，可以將項目表述效應(yīng)分離，但不能對其單獨(dú)估計，這種方法叫作相關(guān)特質(zhì)相關(guān)特性模型。

1.2 中文版SDS量表簡介

SDS量表，即抑郁自評量表，由Zung編制于1965年，為美國教育衛(wèi)生福利部推薦的用于精神藥理學(xué)研究的量表之一，抑郁量表為短程自評量表，操作方便，容易掌握，能有效地反映抑郁狀態(tài)的有關(guān)癥狀、嚴(yán)重程度及其變化。評分不受年齡、性別、經(jīng)濟(jì)狀況等因素影響，具有較廣泛的適用性。國外已廣泛使用，我國自1985年引進(jìn)后，也廣泛應(yīng)用在抑郁癥的治療和心理健康測評中。

1.3 研究假設(shè)

反向陳述題也可能給測驗帶來更大的偏差，導(dǎo)致測驗的因素結(jié)構(gòu)復(fù)雜化。顧紅雷和溫忠麟（2014）曾以核心自我評價量表（CSES）為例，研究發(fā)現(xiàn)項目表述效應(yīng)對自陳量表的同質(zhì)性信度和效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度產(chǎn)生了嚴(yán)重影響。Schriesheim和Eisenbach也曾指出，在使用具有不同的題目表述方式的問卷時，進(jìn)一步分析之前都應(yīng)該檢查題目的表述效應(yīng)?？紤]到SDS量表的廣泛應(yīng)用，以及項目表述效應(yīng)對于量表數(shù)據(jù)解釋能力的不良影響。研究者認(rèn)為應(yīng)該考察下項目表述效應(yīng)在該量表中是否存在。

本研究擬采用CTCM和CTCU的模型驗證的方法，探討中文版SDS量表中是否存在項目表述效應(yīng)。研究假設(shè)：中文表述的量表中也可能存在項目表述效應(yīng)。

2 研究方法

2.1 研究對象

在江西某高校共調(diào)查293名大學(xué)生，收回有效問卷247份，有效回收率84.30%。其中，男生149人，女生96人；文科生91人，理科生37人，工科生106人；大一、二、三和四年級學(xué)生分別為153人，13人，19人，7人；研一、二的學(xué)生分別為44人合7人；獨(dú)生子女59人，非獨(dú)生子女183人。

2.2 研究工具

本研究使用SPSS17.O進(jìn)行數(shù)據(jù)輸入和描述統(tǒng)計；使用LISERL8.70對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。

2.3 研究步驟

采用整群隨機(jī)抽樣的方法進(jìn)行抽樣。問卷實施以自習(xí)室為單位，進(jìn)行團(tuán)體施測。每次測試人數(shù)最少10人，最多45人。問卷填寫均采用無記名方式，完成后當(dāng)場收回，問卷完成約需10-12分鐘。

3 研究結(jié)論

本研究構(gòu)建六個理論模型（見表1）。其中模型M1是只考慮特質(zhì)因子的模型，認(rèn)為SDS的結(jié)構(gòu)是單維的；M3、M4和M5為相關(guān)特質(zhì)相關(guān)方法模型（CTCM），即在一個抑郁因子的基礎(chǔ)上分別假定存在一個反向題目項目表述效應(yīng)因子（M3）或正向題項目表述效應(yīng)因子（M4），或兩者同時存在（M5）。而M6和M7為相關(guān)特質(zhì)相關(guān)特性模型（CTCM），他們在一個抑郁因子的基礎(chǔ)上，假定存在反向題的測量誤差相關(guān)（M6）或正向題的測量誤差相關(guān)（M7）。各個模型的路徑圖見圖1至圖6。采用x²/df、RMSEA、NFI、NNFI、CFI等作為模型擬合的指標(biāo)，擬合結(jié)果見表2。各模型完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷見表3。

由表2可知，但因素模型M1擬合最差，NNFI和CFI均未達(dá)到臨界值O.09，RMSEA和SRMR高于0.08。x²/df最大。正向表述CTCM模型M3和反向表述CTCM模型M4，將項目表述效應(yīng)當(dāng)作一種穩(wěn)定的人格特質(zhì)，通過構(gòu)建獨(dú)特的潛變量方法因子，將項目表述效應(yīng)從特質(zhì)效應(yīng)和誤差效應(yīng)中分離出來，使模型的擬合指數(shù)得到了改善：NNFI均提高了0.07，x²/df、RMSEA、SRMR均有下降。

M5、M6和M7的各項擬合指數(shù)均達(dá)到了理想模型的標(biāo)準(zhǔn)，其中反向表述CTCU模型M6的擬合指數(shù)與M5和M7相比更優(yōu)一些：x²/df、RMSEA、SRMR均為六個模型中的最小值。NNFI、CFI、GFI三者之和的值在六個模型中最大。溫忠麟、侯杰泰和馬什赫伯特（2004）認(rèn)為，評估模型的優(yōu)劣，除了要考慮擬合指數(shù)是否達(dá)到臨界值，還要考察模型的完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷的意義以為模型的可解釋性。結(jié)合表3，在正向一反向表述CTCM模型M5中，有六道題的完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為負(fù)值（分別為第5、6、7、9、11、12題），在本研究中，模型M5可能由于每道題目均同時負(fù)荷在兩個因子上，以致模型產(chǎn)生了不恰當(dāng)?shù)慕狻ＤＰ蚆7的完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均值0.41低于模型M6的0.43。因此，從模型擬合指數(shù)和完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷兩方面看，M6都是最優(yōu)模型。

在反向表述CTCU模型M6中，除了第2題的因子載荷為0.06外，其余各題的因子載荷均大于0.2。在這里，刪去第2題的，重新做一次模型分析，優(yōu)化后的模型MM6的擬合指數(shù)如表3。MM6的完全標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷均值，較之之前提高了0.02。

4 討論

本研究證實了包含一個抑郁因子與反向題測量誤差相關(guān)的CTCU模型M6，這表明中文版SDS量表在實際施測中確實存在項目表述效應(yīng)，它主要表現(xiàn)為反向題的項目表述效應(yīng)，研究假設(shè)得到了證實。這種反向題的項目表述效應(yīng)，本質(zhì)上來說是一種影響因子結(jié)構(gòu)的噪音。這一結(jié)果與很多中、英文版問卷中的發(fā)現(xiàn)是一致的，即發(fā)現(xiàn)了反向題的項目表述效應(yīng)。因此反向題項目表述效應(yīng)不僅具有跨情境的和跨時間的穩(wěn)定性，還具有跨文字的穩(wěn)定性。因為這種穩(wěn)定性，我們認(rèn)為反向題項目表述效應(yīng)本質(zhì)上來說就是一種人格特質(zhì)，而非其他研究者所認(rèn)為的是一種反應(yīng)噪音。

5 結(jié)論

在中文版的SDS量表中發(fā)現(xiàn)了反向題的項目表述效應(yīng)的存在。反向題項目表述效應(yīng)可能是一種人格特質(zhì)。