一般心理健康問卷在醫(yī)務人員中的信效度評價研究

鐘小鋼 ，劉藝昀 ，蒲俊材 ，桂思雯 ，田露 2，，周維 2，，王海洋 2，，李鵬飛 2，，謝鵬 2，，5*

本研究價值:

（1）本研究發(fā)現(xiàn)一般心理健康問卷評價醫(yī)務人員心理健康的信效度良好，可以將其用于評估醫(yī)務人員的心理健康狀況，這為其用于評估醫(yī)務人員的心理健康狀況提供了參考依據(jù)。（2）本研究的樣本量龐大，調(diào)查區(qū)域廣闊，且綜合應用了探索性因子分析和驗證性因子分析，保證了結(jié)果的穩(wěn)定性。

心理健康問題廣泛存在于我國醫(yī)務人員中。如徐燕等［1］發(fā)現(xiàn)上海市3 276名醫(yī)務人員的心理健康狀況陽性檢出率為56.4%。楊爽［2］發(fā)現(xiàn)山東省2 903名縣級公立醫(yī)院衛(wèi)生技術(shù)人員的心理健康狀況陽性檢出率為33.2%，因此關(guān)于醫(yī)務人員心理健康的調(diào)查已成為重要的研究內(nèi)容。隨著我國經(jīng)濟高速發(fā)展，公眾對自身健康提出了更高的要求，社會人口老齡化程度加深，神經(jīng)疾病患者數(shù)量急劇上升，這無疑增加了我國神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師團隊的工作負荷、工作壓力［3］。了解我國神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師的心理健康狀況現(xiàn)狀成了迫切需要。

目前關(guān)于心理健康的測評量表眾多，由英國學者GOLDBERG 等［4］提出的一般心理健康問卷（General Health Questionnaire-12，GHQ-12）因其簡潔性、易操作性，已成為篩查人群心理健康的重要工具之一。前期研究發(fā)現(xiàn)，GHQ-12在澳大利亞等國家證實有良好的信效度［5-7］，李藝敏等［8］和YE［9］也發(fā)現(xiàn)此量表在我國大學生群體中的適用性良好。但在醫(yī)務人員中，該量表的信效度尚未明確。本研究旨在對GHQ-12進行信效度評價，為醫(yī)務人員心理健康狀況的篩查提供有效的工具支持。

1 對象與方法

1.1 研究對象 本研究資料來源于中國醫(yī)師協(xié)會神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師分會2014年9月—2015年3月開展的中國醫(yī)師協(xié)會神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師分會第一次全國神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師執(zhí)業(yè)狀況調(diào)查［10］。本調(diào)查由中國醫(yī)師協(xié)會、中國醫(yī)師協(xié)會神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師分會作為總協(xié)調(diào)和總負責，以我國設置有神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)院為基礎，采用整群抽樣方法，以郵件或郵寄發(fā)放問卷形式進行（先聯(lián)系各科室主任，由各科室主任分配調(diào)研問卷至本科室醫(yī)師），共收集到來自我國30個省市，625家醫(yī)院的問卷，其中三級醫(yī)院479家，二級醫(yī)院130家，其他醫(yī)院16家。

1.2 研究工具 問卷包含2部分內(nèi)容：（1）醫(yī)師基本信息（包括性別、年齡、學歷、職稱、月收入、平均每周工作時間、平均每月夜班次數(shù)、情感狀態(tài)和是否有子女）；（2）GHQ-12，本研究采用英國學者GOLDBERG等［4］提出的GHQ-12。該量表通過12項自我評估結(jié)果反映受訪者的心理健康狀況，共包含12個問題，每個問題包含A、B、C、D 4個選項，采用雙峰評分法（0-0-1-1），具體為選擇A或B，賦值為0分，選擇C或D，則賦值為1分，12個問題累計得分≥4分則認為心理健康狀況檢出陽性［11］。

1.3 質(zhì)量控制 首先，課題組成員對問卷進行統(tǒng)一編碼，然后兩人背對背地錄入相同問卷，比較兩人的錄入結(jié)果，如有任何不一致地方，由第三人查看原始問卷并核對，確保數(shù)據(jù)的正確性。然后，對所有問卷進行了有效性評估。對于全文皆為同一答案或缺失率超過30%的問卷，界定為無效問卷；同時，對同一家醫(yī)院的問卷進行了核查，如果連續(xù)2份及以上問卷全文答案相同，只納入一份問卷，其他相同問卷界定為無效問卷。

1.4 統(tǒng)計學方法 采用Excel 2013錄入調(diào)研數(shù)據(jù)并核對，采用SPSS 21.0、AMOS 21.0軟件進行統(tǒng)計學分析。計量資料以（±s）表示，計數(shù)資料以頻數(shù)和百分比表示。通過Cronbach′s α系數(shù)、Spearman-Brown系數(shù)評估量表信度，系數(shù)＞0.700為信度較好［12］。采用Spearman秩相關(guān)系數(shù)評估量表的內(nèi)容效度，系數(shù)均＞0.400為效度良好［13］。采用探索性因子分析、驗證性因子分析評估量表的結(jié)構(gòu)效度，各條目在相應維度的因子負荷推薦值＞0.400［14］；卡方自由度比值（χ2/df）推薦值≤5，但在樣本量大于200時，可不考慮［15-16］；規(guī)范擬合指數(shù)（NFI）、比較擬合指數(shù)（CFI）、增值擬合指數(shù)（IFI）、擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）、非規(guī)范擬合指數(shù)（TLI）等推薦值＞0.900；近似誤差均方根（RMSEA）推薦值≤ 0.080［15，17］。以P＜0.05為差異有統(tǒng)計學意義。

2 結(jié)果

2.1 問卷回收及人口學特征 本次調(diào)查共計發(fā)出10 065份問卷，回收6 111份，納入有效問卷5 414份。5 414例調(diào)查對象中，男2 462例（45.5%），女2 921例（54.0%），缺失31例（0.5%）；年齡20～35歲2 041例（37.7%），36～50歲2 798例（51.7%），＞50歲529例（9.8%），缺失46例（0.8%）；學歷：博士899例（16.6%），碩士2 326例（43.0%），本科及以下2 167例（40.0%），缺失22例（0.4%）；職稱：初級1 667例（30.8%），中級1 836例（33.9%），高級1 856例（34.3%），缺失55例（1.0%）；月收入：＜4 000元 1 639例（30.3%），4 000～8 000 元 2 644 例（48.8%），＞8 000 元 1 110 例（20.5%），缺失21例（0.4%）；平均每周工作時間：＜45 h 1 111例（20.5%），45～55 h 1 978 例（36.5%），＞55 h 2 276 例（42.0%），缺失49例（1.0%）；平均每月夜班次數(shù)：＜4次1 497例（27.6%），4～8次3 369例（62.2%），＞8次490例（9.0%），缺失58例（0.2%）；情感狀態(tài)：已婚4 412例（81.5%），其他978例（18.1%），缺失24例（0.5%）；是否有子女：有3 665例（67.7%），無1 696例（31.3%），缺失53例（1.0%）。

2.2 GHQ-12一般情況 我國神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師心理健康狀況陽性檢出率為37.8%（2 048/5 414），高于我國成年人的心理健康陽性檢出率23.8%［18］。GHQ-12總分的四分位數(shù)為2（0，5）分，低于陽性檢出率閾值4。條目2、9、10回答“1”的比例均超過了參與回答人數(shù)的1/3，說明神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師心理健康狀況陽性大多數(shù)是因為感到壓力、不能享受日常生活、不高興或抑郁而引起，見表1。

表1 GHQ-12條目回答人數(shù)及回答率〔n（%），N=5 414〕Table 1 Number of respondents and response rate of GHQ-12 items

2.3 信度分析 GHQ-12 的 Cronbach′s α 系數(shù)為 0.887，去除每項后，Cronbach′s α 系數(shù)為 0.873～0.882，均低于整體量表的0.887（見表2），且達到信度0.700以上的標準，說明各個條目均是必須且同等重要。量表的折半信度Spearman-Brown系數(shù)為0.845，說明本量表的信度良好。

2.4 效度分析

2.4.1 內(nèi)容效度 Spearman秩相關(guān)分析結(jié)果顯示，各個條目得分與總分的相關(guān)系數(shù)為0.499～0.727（P＜0.05），大于判定標準0.400（見表2）。說明本量表的內(nèi)容效度良好。

2.4.2 探索性因子分析 將所有樣本以2∶1［19］隨機分為探索性因子分析（n=3 609）和驗證性因子分析（n=1 805）。對量表的12個條目進行KMO和巴特利特球形度檢驗，KMO系數(shù)為 0.925，χ2=16 597.179，df=66，P＜0.001，說明適合進行因子分析。采用最大方差法進行主成分分析，共提取出2個公因子，特征值均大于1，見圖1。公因子1包含6個條目，分別是條目1、2、3、8、9、10；公因子2包含6個條目，分別是條目4、5、6、7、11、12，條目的因子載荷為0.602～0.787，均大于推薦值0.400。公因子1的方差貢獻率為45.171%，公因子2的方差貢獻率為9.790%，2個因子的累積方差貢獻率為54.961%，達到50%以上的認可標準［13，17］（見表3）。

表2 GHQ-12信度及相關(guān)性分析Table 2 Reliability and correlations between items and for overall GHQ-12 scale

圖1 GHQ-12探索性因子分析碎石圖Figure 1 The screen plot of GHQ-12 with exploratory factor analysis

表3 GHQ-12探索性因子分析Table 3 Exploratory factor analysis for GHQ-12

2.4.3 驗證性因子分析 AMOS 21.0對GHQ-12分析結(jié)果顯示，原始模型的 χ2/df值為 11.410，RMSEA=0.076＜0.080，NFI=0.927，CFI=0.933，IFI=0.933，GFI=0.944，TLI=0.917，均＞0.900。AMOS路徑各條目在指定因素上的載荷在0.570～0.760，均大于推薦值0.400，均在可接受范圍內(nèi)（見圖2）。

圖2 GHQ-12驗證性因子分析結(jié)構(gòu)方程模型Figure 2 Structural equation model of GHQ-12 with confirmatory factor analysis

3 討論

醫(yī)療行業(yè)是一個高負荷、高壓力、高職業(yè)倦怠的行業(yè)，為了解我國醫(yī)務人員的心理健康狀況，本研究對GHQ-12篩查我國神經(jīng)內(nèi)科醫(yī)師的心理健康狀況的信度和效度進行考核，為進一步研究我國醫(yī)務人員的心理健康狀況提供科學依據(jù)。

本研究是GHQ-12首次在醫(yī)務人群中大規(guī)模使用。通過對5 414份有效問卷信度分析顯示，其Cronbach′s α系數(shù)為0.887，當去除每項后，量表的Cronbach′s α系數(shù)為0.873～0.882，均＞0.700，量表的折半信度Spearman-Brown系數(shù)為0.845，說明GHQ-12的內(nèi)部一致性及分半信度高，與前期在不同地區(qū)不同人群中的研究結(jié)果相似［7-8］，表明GHQ-12用于篩查我國醫(yī)務人員的心理健康狀況具有較好的信度。

在本研究中，內(nèi)容效度分析顯示每個條目與總分的相關(guān)性較高（0.499～0.727），說明量表的內(nèi)容效度較好。探索性因子分析從GHQ-12中共提取兩個公因子，因子載荷較高，為 0.602～0.787。公因子1包含條目1、2、3、8、9、10；公因子2包含條目4、5、6、7、11、12。本研究得到的2個公因子區(qū)別于GRAETZ［5］和CAMPBELL等［6］對澳大利亞青年研究提出的社交障礙、焦慮和抑郁、缺乏信心三個維度，與ANDRICH等［20］提出的二維度模型一致，但與其表述的積極和消極內(nèi)容存在差異，這可能是由于區(qū)域不同和研究人群不同造成的。本研究結(jié)果顯示，兩個公因子對GHQ-12量表總變異解釋率為54.961%，高于LIANG等［21］將GHQ-12用于篩查我國公務員心理健康的研究結(jié)果（50.22%），略高于LI等［22］將GHQ-12用于篩查我國青少年心理健康的研究結(jié)果（53.27%），進一步驗證性因子分析結(jié)果顯示，原始模型的RMSEA＜推薦值0.080，擬合度指數(shù)NFI、IFI、TLI、GFI等均＞推薦值0.90，各個擬合指標均提示模型的整體擬合效果較好。說明此兩因子結(jié)構(gòu)量表能夠最大限度上詮釋我國醫(yī)務人員的心理健康狀況，具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

本研究的不足之處在于：首先，因為是電子問卷等原因，因此本文的問卷回收率偏低；其次，由于本研究的樣本量較大，所跨區(qū)域廣，實施問卷重測難度大，因此缺乏重測信度分析；最后，本研究未設置測量心理健康狀況與之對應的金標準，因此缺乏效標效度分析。

綜上所述，GHQ-12在醫(yī)務人員中具有良好的信度和效度，能夠可靠的篩查醫(yī)務人員的心理健康狀況，適用于我國醫(yī)務人員群體，今后可以用做篩查醫(yī)務人員心理健康狀況的工具。

作者貢獻：鐘小鋼、劉藝昀進行文章的構(gòu)思與設計，撰寫論文；劉藝昀、蒲俊材進行研究的實施與可行性分析，論文的修訂；劉藝昀、蒲俊材、王海洋進行數(shù)據(jù)收集；田露、周維、李鵬飛進行數(shù)據(jù)整理；鐘小鋼、桂思雯進行統(tǒng)計學處理；鐘小鋼、劉藝昀、桂思雯進行結(jié)果的分析與解釋；謝鵬負責文章的質(zhì)量控制及審校，對文章整體負責，監(jiān)督管理。

本文無利益沖突。