情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版的修訂及信效度檢驗☆

林康廣　陳玲玉　陳琨　歐陽惠怡　徐貴云

?

·論著·

情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版的修訂及信效度檢驗☆

林康廣*陳玲玉*陳琨*歐陽惠怡*徐貴云*

目的根據(jù)情感氣質(zhì)自評問卷中文版，修訂更適合青少年群體的情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版，并檢驗其信度及效度。 方法基于之前修訂的情感氣質(zhì)自評問卷中文版每個條目的因子負荷，并考慮青少年期的心理發(fā)展特點、各個因子條目數(shù)量以及內(nèi)容適應(yīng)性等因素，最后形成60條目的情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版，對822名11～17歲青少年進行問卷調(diào)查，評估該問卷內(nèi)部一致性信度、結(jié)構(gòu)效度，并比較各因子的性別差異。結(jié)果抑郁氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)、情感旺盛氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)以及焦慮氣質(zhì)因子條目的Cranbach’sα系數(shù)分別為0.67、0.78、0.76、0.77及0.83。探索性因子分析顯示焦慮氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)、情感旺盛氣質(zhì)因子可有效區(qū)分，而抑郁氣質(zhì)與環(huán)性氣質(zhì)的條目則混合在一起。女性在抑郁氣質(zhì)[(3.521±2.221)vs.(3.144±2.295)]、環(huán)性氣質(zhì)[(4.484±2.922)vs.(3.917±2.823)]、焦慮氣質(zhì)[(5.236±3.719)vs.(4.366±3.658)]因子的得分高于男性(P<0.05)，而男性情感旺盛氣質(zhì)因子得分則高于女性[(5.407±2.842)vs.(4.852±2.963)，P<0.01]。抑郁氣質(zhì)與環(huán)性氣質(zhì)因子得分呈正相關(guān)(r=0.625，P<0.001)，焦慮氣質(zhì)與易激惹氣質(zhì)因子得分呈正相關(guān)(r=0.628，P<0.001)。 結(jié)論情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版具有一定的內(nèi)部一致性信度及結(jié)構(gòu)效度，適用于中國青少年群體情感氣質(zhì)的測量。

情感氣質(zhì)青少年信度效度

Department of Affective Disorder, the Affiliated Brain Hospital of Guangzhou Medical University (Guangzhou Huiai Hospital),Guangzhou 510370, China. Tel: 020-81268189.

情感氣質(zhì)自評問卷(the Temperament Evaluation of Memphis, Pisa, Paris and San Diego-Auto questionnaire，TEMPS-A)由AKISKAL等于2005年編訂[1]，用于評估情感障礙患者及正常人的情感氣質(zhì)特點。本課題組[2]及苑成梅等[3]分別修訂了情感氣質(zhì)自評問卷中文完整版及短版，作為測量中國情感障礙患者及正常人群情感氣質(zhì)特點的工具。然而，這些版本主要用于成人評估，部分條目與成年經(jīng)歷、戀愛和性等有關(guān)，明顯不適用于青少年。研究表明，抑郁氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)和易激惹氣質(zhì)與青少年自傷行為關(guān)系密切[4]。兒童青少年雙相情感障礙(pediatric bipolar disorder)患者的情感氣質(zhì)可能存在一定特征，表現(xiàn)為頻繁的情緒波動、敵對攻擊傾向和慢性易激惹等[5]，提示兒童青少年情感氣質(zhì)異常可能與雙相情感障礙關(guān)系密切。本研究將基于11～17歲普通中小學生群體，修訂適合中國青少年的情感氣質(zhì)自評問卷，并檢驗其信效度，為臨床評估提供工具。

1　對象與方法

1.1研究對象于2014年3～5月在廣州城區(qū)中小學招募健康學生。入組標準：①年齡11～17歲；②中小學生；③能理解問卷含義。排除標準：①有精神病史；②患有重大疾?。虎蹎柧硖顚懖缓细?，即整張問卷單一選項作答，條目空缺達10%以上，或4對重復(fù)條目中有3對或以上作答不一致。共向900名青少年發(fā)放問卷，回收問卷891份，其中69份問卷不符合要求。最終共822名被試納入分析，平均年齡(13.6±1.0)歲，男性423名，女性399名。所有被試均自愿參與，匿名填寫問卷并簽署知情同意書。本研究獲得廣州市腦科醫(yī)院倫理委員會批準。

1.2研究方法本研究采取橫斷面調(diào)查設(shè)計。

1.2.1問卷修訂根據(jù)前期研究中TEMPS-A中文版的因子分析結(jié)果[2]，分別選取5個因子中因子負荷大于0.3的條目，并平衡每個因子的條目數(shù)量，刪去不適合青少年的條目，如第20項“我的性欲一直很低”，第83項“我的性欲經(jīng)常極度強烈，到了異常難受的程度”等。最后在抑郁氣質(zhì)因子中選取11項條目，環(huán)性氣質(zhì)因子中選取11項條目，情感旺盛氣質(zhì)因子中選取11項條目，易激惹氣質(zhì)因子中選取11項條目，焦慮氣質(zhì)因子中選取16項條目，共60項條目構(gòu)成情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版。為控制調(diào)查質(zhì)量，在60項條目中選擇4項(第22、47、70、89項)重復(fù)插入量表中，4對重復(fù)條目中有3對或以上應(yīng)答不一致的被試數(shù)據(jù)需刪除。對于納入分析的數(shù)據(jù)，重復(fù)條目中不一致的以首次作答的答案計分。問卷作答選項為“是”(計1分)、“否”(計0分)。分別計算5個因子分數(shù)(各因子相應(yīng)條目得分之和)，分數(shù)越高表明此類情感氣質(zhì)特點越明顯。

1.2.2問卷調(diào)查于2014年3～5月在廣州主要城區(qū)(包括荔灣區(qū)、越秀區(qū)、海珠區(qū)、天河區(qū)、白云區(qū))采用整群隨機抽樣方法選擇8所中學、2所小學，共10所學校。在8所中學的初中各年級及高一、二年級隨機抽取17個班級，在2所小學的六年級隨機抽取3個班級，合計20個班級。調(diào)查員在各學校教室里進行集中調(diào)查，統(tǒng)一發(fā)放問卷并使用統(tǒng)一指導(dǎo)語。每名被試完成問卷調(diào)查需約20 min。被試完成問卷后調(diào)查員現(xiàn)場回收并立刻檢查，如有50%以上條目未完成的情況及時返回給被試讓其完成。

1.3統(tǒng)計學方法使用SPSS 20.0進行統(tǒng)計分析。使用探索性因子分析對情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版進行結(jié)構(gòu)效度分析，根據(jù)既往修訂版本5個因子結(jié)構(gòu)的經(jīng)驗，本研究也抽取5個固定因子。為與成人版問卷進行對比，本研究使用原有5種情感氣質(zhì)因子進行二階因子分析，提取因子特征根大于1。使用Cranbach’sα系數(shù)評定原有各個因子的內(nèi)部一致性信度。使用獨立樣本t檢驗比較不同性別青少年原有各因子得分。使用Pearson相關(guān)分析原有各因子間相關(guān)性，探索不同情感氣質(zhì)間的關(guān)系，當相關(guān)系數(shù)0.8<│r│≤1時說明變量間相關(guān)極強，0.6<│r│≤0.8為強相關(guān)，0.4<│r│≤0.6為中等相關(guān)，0.2<│r│≤0.4為弱相關(guān)[6]。檢驗水準α為0.05，雙側(cè)檢驗。

2　結(jié)果

2.1結(jié)構(gòu)效度因子分析發(fā)現(xiàn)，5因子共解釋33.51%的方差變異。見表1。因子1解釋9.46%的方差變異，由14個焦慮(anxious，A)條目(A86，A87，A88，A89，A90，A91，A92，A94，A95，A100，A101，A105，A106，A110)及3個易激惹(irritable，I)條目(I68，I70，I81)組成，將其解釋為焦慮氣質(zhì)因子；因子2解釋7.47%的方差變異，由8個抑郁(depressive，D)條目(D7，D8，D9，D10，D11，D12，D13，D19)及9個環(huán)性(cy-clothymic，C)條目(C22，C23，C27，C28，C29，C30，C38，C39，C40)組成，將其解釋為抑郁—環(huán)性氣質(zhì)因子；因子3解釋6.18%的方差變異，由11個情感旺盛(hyperthymic，H)條目(H43，H45，H47，H48，H50，H51，H52，H54，H55，H58，H60)及1個焦慮條目(A103)組成，將其解釋為情感旺盛氣質(zhì)因子；因子4解釋5.70%的方差變異，由8個易激惹條目(I64，I67，I72，I73，I75，I76，I77，I79)組成，將其解釋為易激惹氣質(zhì)因子；因子5解釋4.70%的變異，由3個抑郁條目(D1，D2，D6)，2個環(huán)性條目(C33，C35)，及1個焦慮條目(A96)組成，將其解釋為抑郁—環(huán)性—焦慮氣質(zhì)因子。

表1　情感氣質(zhì)自評問卷青少年版探索性因子分析結(jié)果

對原有的5個情感氣質(zhì)類型進行二階因子分析，抽取出2個高階因子，共解釋74.98%的方差變異。抑郁氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)及焦慮氣質(zhì)組成高階因子1，解釋53.99%的變異；而情感旺盛氣質(zhì)則單獨形成高階因子2，解釋20.99%的變異。見表2。

2.2內(nèi)部一致性信度問卷所有條目的Cranbach’sα系數(shù)為0.89。抑郁氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)、情感旺盛氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)及焦慮氣質(zhì)的Cranbach’sα系數(shù)分別為0.67、0.78、0.76、0.77及0.83。

2.3情感氣質(zhì)因子性別差異女性青少年抑郁氣質(zhì)(t=-2.394，P=0.017)、環(huán)性氣質(zhì)(t=-2.827，P=0.005)、焦慮氣質(zhì)(t=-3.377，P=0.001)的分數(shù)高于男性，而男性情感旺盛氣質(zhì)分數(shù)高于女性(t=2.739，P=0.006)，兩者易激惹氣質(zhì)沒有統(tǒng)計學差異(t=0.069，P=0.945)。見表3。

2.4各情感氣質(zhì)因子間相關(guān)關(guān)系抑郁氣質(zhì)因子分別與環(huán)性氣質(zhì)因子(r=0.625，P<0.001)、易激惹氣質(zhì)因子(r=0.481，P<0.001)和焦慮氣質(zhì)因子(r=0.534，P<0.001)呈正相關(guān)，而與情感旺盛氣質(zhì)呈負相關(guān)(r=-0.193，P<0.001)；環(huán)性氣質(zhì)因子還分別與易激惹氣質(zhì)因子(r=0.548，P<0.001)和焦慮氣質(zhì)因子(r=0.598，P<0.001)呈正相關(guān)；情感旺盛氣質(zhì)與環(huán)性氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)、焦慮氣質(zhì)間相關(guān)性無統(tǒng)計學意義(P>0.05)；焦慮氣質(zhì)與易激惹氣質(zhì)呈正相關(guān)(r=0.628，P<0.001)。

3　討論

本研究是國內(nèi)首次針對青少年群體進行情感氣質(zhì)自評問卷的修訂。修訂后的問卷在青少年中進行情感氣質(zhì)調(diào)查，結(jié)果表明，情感氣質(zhì)自評問卷青少年中文版具有一定的信效度，適合中國青少年情感氣質(zhì)的測量。探索性因子分析結(jié)果能有效地區(qū)分焦慮氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)及情感旺盛氣質(zhì)，而抑郁氣質(zhì)與環(huán)性氣質(zhì)則混合在一起。相關(guān)分析表明，抑郁氣質(zhì)、焦慮氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)及易激惹氣質(zhì)呈正相關(guān)，聯(lián)系較為緊密，二階因子分析也表明這4種情感氣質(zhì)因子共同形成一個高階因子，而情感旺盛氣質(zhì)則單獨作為一個高階因子。女性在焦慮、抑郁及環(huán)性氣質(zhì)因子上的分數(shù)高于男性，而男性在情感旺盛氣質(zhì)因子上的分數(shù)高于女性，易激惹氣質(zhì)因子分數(shù)則無明顯性別差異。

既往研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)成年人的抑郁—焦慮氣質(zhì)?；旌铣霈F(xiàn)[7]，反映這兩種情感氣質(zhì)聯(lián)系較為緊密。本研究以青少年為對象，亦發(fā)現(xiàn)抑郁—環(huán)性氣質(zhì)關(guān)系密切，混合出現(xiàn)。有關(guān)研究表明，與成年人相比，青少年不論是面對積極情緒還是消極情緒，其杏仁核、腹側(cè)紋狀體等皮層下邊緣系統(tǒng)的活動都更加強烈，而他們的前額葉皮質(zhì)功能卻尚未完善[8-9]。這可能導(dǎo)致青少年對情緒刺激的反應(yīng)更加強烈，并且他們的情緒常常起伏不定，容易體驗到較多負性情緒[8-10]。因此，抑郁和環(huán)性情感氣質(zhì)常常混合表現(xiàn)。而不同于成年人的抑郁—焦慮氣質(zhì)混合模式，青少年更多呈現(xiàn)抑郁—環(huán)性氣質(zhì)混合，這種群體間差異的原因有待進一步研究。青少年抑郁氣質(zhì)、環(huán)性氣質(zhì)、易激惹氣質(zhì)、焦慮氣質(zhì)及情感旺盛氣質(zhì)間的相關(guān)關(guān)系，與成年人各氣質(zhì)間相關(guān)關(guān)系較為一致[2]，二階因子分析結(jié)果也與以往研究結(jié)果一致[2,11-12]。情感氣質(zhì)的性別差異現(xiàn)象與既往以成年人為研究對象的結(jié)果較為一致[7,13-14]，有研究認為，女性在許多國家地區(qū)中的傳統(tǒng)社會角色和地位是形成這種差異的原因之一[7]。

表2　二階因子分析結(jié)果

表3　不同性別青少年各情感氣質(zhì)因子分數(shù)±s)

1)與女性青少年比較，經(jīng)獨立樣本t檢驗，P<0.05；2)與女性青少年比較，經(jīng)獨立樣本t檢驗，P<0.01

本研究局限之一是信效度評價不夠全面，沒有評估問卷的平行效度、區(qū)分效度及重測信度、分半信度等，將來研究會進一步補充相關(guān)數(shù)據(jù)指標。此外，中國存在不同程度的地區(qū)文化差異，本研究對象僅來自廣州地區(qū)，樣本代表性具有一定局限，將來有必要探索本問卷能否廣泛適用于中國其他地區(qū)?？偠灾楦袣赓|(zhì)自評問卷青少年中文版具有一定的內(nèi)部一致性信度及結(jié)構(gòu)效度，適用于青少年情感氣質(zhì)的測量。下一步研究將應(yīng)用此量表探討青少年情感氣質(zhì)與雙相情感障礙發(fā)生發(fā)展的關(guān)系。

[1]MANIGLIO R, GUSCIGLIO F, LOFRESE V, et al. Biased processing of neutral facial expressions is associated with depressive symptoms and suicide ideation in individuals at risk for major depression due to affective temperaments [J]. Compr Psychiatry, 2014, 55(3): 518-525.

[2]LIN K, XU G, MIAO G, et al. Psychometric properties of the Chinese (Mandarin) TEMPS-A: a population study of 985 non-clinical subjects in China [J]. J Affect Disord, 2013, 147(1-3): 29-33.

[3]YUAN C, HUANG J, GAO K, et al. Validation of the Chinese Version of the Short TEMPS-A and its application in patients with mood disorders [J]. J Affect Disord, 2015, 170: 178-184.

[4]GUERREIRO DF, SAMPAIO D, RIHMER Z, et al. Affective temperaments and self-harm in adolescents: a cross-sectional study from a community sample [J]. J Affect Disord, 2013, 151(3): 891-898.

[5]DANIELYAN A, PATHAK S, KOWATCH RA, et al. Clinical characteristics of bipolar disorder in very young children [J]. J Affect Disord, 2007, 97(3): 51-59.

[6]BUDA A, JARYNOWSKI A. Life time of correlations and its applications [J]. Ciência & Saúde Coletiva, 2010, 16(2): 459-470.

[7]LEUNG C, MAK ADP, XIANG Y, et al. Psychometric properties of the Hong Kong Chinese (Cantonese) TEMPS-A in medical students [J]. J Affect Disord, 2015, 170: 23-29.

[8]GALVAN A, HARE TA, PARRA CE, et al. Earlier development of the accumbens relative to orbito- frontal codex might underlie risk-taking behavior in adolescents [J]. Neuroscience, 2006, 26(25): 6885-6892.

[9]HARE TA, TOAENHAM N, GALVAN A, et al. Biological substrates of emotional reactivity and regulation in adolescence during an emotional Go-Nogo task [J]. Biol Psychiatry, 2008, 63(10): 927-934.

[10]LARSON RW, MONETA G, RICHARDS MH, et al. Continuity, Stability, and change in daily emotional experience across adolescence [J]. Child Development, 2002, 73(4): 1151-1165.

[11]PRETI A, VELLANTE M, ZUCCA G, et al. The Italian version of the validated short TEMPS-A: the temperament evaluation of Memphis, Pisa, Paris and SanDiego [J]. J Affect Disord, 2010, 120(1-3): 207-212.

[12]WOODRUFF E, GENARO LT, LANDEIRA-FERNANDEZ J, et al. Validation of the Brazilian brief version of the temperament auto-questionnaire TEMPS-A: the brief TEMPS-Riode Janeiro [J]. J Affect Disord, 2011, 134(1-3): 65-76.

[13]VA′ZQUEZ GH, TONDO L, MAZZARINI L, et al. Affective temperaments in general population: a review and combined analysis from national studies [J]. J Affect Disord, 2012, 139(1): 18-22.

[14]POMPILI M, GIRARDI P, TATARELLI R, et al. TEMPS-A (Rome): psychometric validation of affective temperaments in clinically well subjects in mid- and south Italy [J]. J Affect Disord, 2008, 107(1-3): 63-75.

(責任編輯：肖雅妮)

Psychometric validation of the Chinese version of Temperament Evaluation of Memphis Pisa Paris and San Diego-Auto questionnaire (TEMPS-A) for adolescents.

LIN Kangguang, CHEN Lingyu, CHEN Kun, OUYANG Huiyi, XU Guiyun.

Objective Based on the Chinese full version of the Temperament Evaluation of Memphis Pisa Paris and San Diego-Auto questionnaire (TEMPS-A), we aimed to validated a short version of TEMPS-A for Chinese adolescents.MethodsTaking into account the item factor loading from our previously validated full version TEMPS-A, culturally-determined items, and sexual activity related items, we derived a 60-item Chinese TEMPS-A for adolescents. The internal consistency and structural validity of the Chinese TEMPS-A for adolescents was evaluated in 822 participants aged 11～17 years old.ResultsThe Cronbach’s alphas coefficients for depressive, cyclothymic, hyperthymic, irritable and anxious subscales were 0.67, 0.78, 0.76, 0.77 and 0.83, respectively. The anxious, irritable, hyperthymic factors were effectively distinguished by exploratory factor analysis, while the depressive and cyclothymic factors tended to correlate. The males scored significantly higher on the hyperthymic subscale than the females [(5.407±2.842)vs. (4.852±2.963),P<0.01]. The females scored significantly higher on the depressive [(3.521±2.221)vs. (3.144±2.295)], cyclothymic [(4.484±2.922)vs. (3.917±2.823)] and anxious [(5.236±3.719)vs. (4.366±3.658)] temperaments than the males (P<0.05). The scores of depressive subscale and cyclothymic temperaments subscale were significantly correlated (r=0.625,P<0.001), so did the scores of anxious subscale and irritable temperament subscale (r=0.628,P<0.001).ConclusionsThe Chinese Adolescent version of TEMPS-A is a reliable and valid instrument for investigating affective temperaments for adolescents.

Affective temperamentAdolescentReliabilityValidity

10.3969/j.issn.1002-0152.2016.06.007

☆國家自然科學基金面上項目(編號：81471375)

*廣州醫(yī)科大學附屬腦科醫(yī)院(廣州市惠愛醫(yī)院)情感障礙科(廣州510370)

E-mail：xuguiyun2908@hotmail.com)

B841

A

2016-03-08)