黃慶波王曉華陳功△

①中國．北京大學(xué)人口研究所(北京)100871②北京師范大學(xué)社會發(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，美國國立精神衛(wèi)生研究院Radloff于1977年編制了20項流調(diào)中心抑郁水平評定量表(the Center for Epidemiological Studies Depression Scale，CES－D)，包括16個描述消極情緒的項目和4個描述積極情緒的項目［1］，此量表在許多國家的研究中被證明具有較高的信效度［2-3］。原有量表在計分方法上基本上是將4個描述積極情緒的題目進(jìn)行反向計分然后計算量表總分。

然而，一些研究者發(fā)現(xiàn)，20項CES－D要求作答的時間過長，被試情緒負(fù)荷較高，以及項目內(nèi)容敏感等問題，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)計多種簡版CES－D，其中包括10項、9項等簡短量表［6］。比如Kohout等人根據(jù)修訂的簡版量表與完整量表之間的對比結(jié)果篩選出10個項目，在65歲以上老年人樣本中構(gòu)建了Boston版本和Iowa版本，這兩個簡版量表與原量表的結(jié)構(gòu)效度一致［4］。Cole等人利用RASCH模型的交叉檢驗篩選出9個項目，用來測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的長度并不會降低該量表的穩(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)定且有效地測查抑郁癥狀。然而，由于簡版CES－D的縮短時間和問卷長度的優(yōu)越性，在不降低測量信效度的情況下，許多大型調(diào)查或研究已逐步開始采用簡版CESD［11-12］。由于老年人缺乏耐性，簡版量表在老年人群體中更具有適用性［13-14］。比如，中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查作為一個針對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CES－D問卷［15］。

與此同時，10項CES－D的因子結(jié)構(gòu)在國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CES－D只有一個因子結(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755名精神病人的分析后發(fā)現(xiàn)，10項CES－D具有較高的內(nèi)部一致性，具有1個因子結(jié)構(gòu)。但一些學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)了兩個因子結(jié)構(gòu):積極因子和消極因子［18-20］。Lee在3個不同模型的假定下，利用驗證性因子分析對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個因子結(jié)構(gòu)［21］。如Cheng對231名中國老人進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)10項CES－D的結(jié)構(gòu)效度有3個因子，依次為積極因子、軀體因子、消極因子。

研究結(jié)論的不一致，可能由于社會文化與關(guān)注人群的差異。一方面，由于社會文化背景的不同，不同種族和地域的人對量表項目的理解和解釋會存在差異，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)的研究來自美國，二因子結(jié)構(gòu)的研究來自加拿大和新加坡，三因子結(jié)構(gòu)的則來自中國。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，10項CES－D在不同的人群和社會文化背景中，其信效度可能有所差異。隨著中文10項CES－D被廣泛使用，此類簡版量表在中國人群中的信效度評價就顯得十分迫切。因此，本文將利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，分析中文10項CES－D的信效度，為未來10項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題，中文10項CES－D的信效度與國外的研究結(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 對象與方法

1．1 對象

本研究利用中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查2011年第一波追蹤數(shù)據(jù)，該調(diào)查是對中國中老年人進(jìn)行的一項調(diào)查。抽樣方法為多階段分層概率比例抽樣(PPS)，經(jīng)過縣級抽樣、村居抽樣、家戶抽樣和個人抽樣等4個階段抽取了28個省150個縣區(qū)的450個村、居。該樣本代表了中國45歲及以上住戶人群，機(jī)構(gòu)中的老年人并沒有進(jìn)入抽樣?？倶颖?7705人，剔除掉無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CES－D項目構(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項流調(diào)中心抑郁量表，該量表由10個項目構(gòu)成，要求被訪者在回答過去1周內(nèi)各項目所描述癥狀出現(xiàn)的頻率，并以(0～3)4級記分，其中“對未來充滿希望”和“我很愉快”屬于反向計分題目(見表1)。

1．3 統(tǒng)計處理

使用SPSS 20．0和IBM SPSS Amos 21．0對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。首先，本研究在整個人群樣本中，使用內(nèi)部一致性分析方法檢驗10項CES－D的內(nèi)部一致性，運用驗證性因子分析方法分析10項CES－D的因子結(jié)構(gòu)。其次，分別檢驗10項CES－D在中年人群和老年人群中的內(nèi)部一致性，并使用多組驗證性因子分析方法，檢驗最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)在中年人和老年人群體中的恒等性。多組驗證性因子分析方法是在原來SEM的分析之外，增加了另一個(或多個)平行樣本的估計，即在SEM模型的基本設(shè)定之外，另外納入一個類別變量反映共變結(jié)構(gòu)的跨樣本變化［23］，其統(tǒng)計學(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)來評價模型的擬合優(yōu)度。根據(jù)以往研究的經(jīng)驗，RMSEA和SRMR＜0．08，NNFI、GFI與AGFI，CFI＞0．95時，模型擬合程度較好［23］。另一方面，由于判斷模型恒等性的χ2差異檢驗對于一致性檢驗過于苛刻，結(jié)構(gòu)方程模型最多只是趨近現(xiàn)實，而且CFI、RMSEA和SRMR受樣本量影響較小，所以利用△CFI、△RMSEA和△SRMR測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，運用獨立樣本t檢驗分析10項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)，利用多組驗證性因子分析分別對這3個因子結(jié)構(gòu)進(jìn)行檢驗，并選擇最優(yōu)因子結(jié)構(gòu)。3個因子結(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)成條目見表2。

表2 假定的三種因子結(jié)構(gòu)

2 結(jié)果

2．1 整個人群分析

2．1．1 區(qū)分度分析首先，由各項目得分計算10項CES－D的總分，以百分位數(shù)最高和最低的27%為臨界點，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。對兩組人群在每一個項目上的得分進(jìn)行獨立樣本t檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩組被試在所有項目上得分顯著地統(tǒng)計學(xué)差異，見表3。

2．1．2 信度檢驗內(nèi)部一致性檢驗發(fā)現(xiàn)，10項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)項目與測驗總分的相關(guān)在0．30～0．80之間，測驗的會聚效度是令人滿意的［27］。

表3 老年抑郁量表項目區(qū)分度(±s)

表3 老年抑郁量表項目區(qū)分度(±s)

注:對積極題目進(jìn)行反向計分后計算總分

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我覺得做任何事都很費勁0．191±0．5152．070±1．000＜0．001我對未來充滿希望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0．060±0．3061．306±1．187＜0．001我覺得我無法繼續(xù)我的生活0．024±0．1881．007±1．093＜0．001

表4 10項CES－D內(nèi)部一致性檢驗±s)

表4 10項CES－D內(nèi)部一致性檢驗±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)效度檢驗假定3個不同的因子結(jié)構(gòu)模型，用驗證性因子分析驗證各模型的擬合優(yōu)度。第一個模型是所有條目都由一個公因子解釋，即單因子結(jié)構(gòu)模型;第二個模型假定所有條目由積極因子和消極因子共同解釋;第三個模型假定所有條目由3個公因子，即積極因子、消極因子和軀體因子所解釋。

檢驗結(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 信度分析將整個樣本人群分為中年人和老年人后，分別對這兩個樣本進(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 多組驗證性因子分析首先，本研究利用驗證性因子分析檢驗最優(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，見表6。所有因子載荷在0．01的水平上具有顯著性差異。兩個因子之間的相關(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證性因子分析對中年和老年群體的模型參數(shù)進(jìn)行同時預(yù)測以檢驗因子結(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

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

多組驗證性因子分析的結(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CES－D具有較高的信效度，并沒有因為條目的減少而降低。首先，內(nèi)部一致性分析發(fā)現(xiàn)，10項CES－D的總量表系數(shù)和刪除條目的系數(shù)都較高，并沒有因為條目的減少而降低，這在其他的研究中也得到了證實［17-18，29］。

3個假設(shè)的因子模型在整個樣本人群中進(jìn)行了檢驗，檢驗發(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)果的不一致可能來源于不同社會文化中，研究人群理解問卷的方式有所不同。比如，Boey對中國香港的研究結(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，與中國所屬的儒家道家文化并不一致。

多組驗證性因子分析發(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于研究老年人階段的各種問題具有非常大的意義，所以本研究的結(jié)論對于以后同時調(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)展所帶來壓力期，他們面對各種挑戰(zhàn);另一方面，老年人面臨社會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?；谥心旰屠夏耆巳阂恢滦?，研究者可以利用該量表來比較中年和老年人群的抑郁水平。在本研究中通過獨立樣本t檢驗發(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目得分差異在99%的水平上具有統(tǒng)計學(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。

國內(nèi)外學(xué)者評價了其他版本的CES－D的信效度［6，31-32］，但10項CES－D的信效度研究，除了少數(shù)在中國香港的研究外［29］，對中國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CES－D提供了依據(jù)。

綜上所述，10項CES－D量表由于具有良好的信效度，加上其較短的回答時間和較高的回收率，該量表在大型調(diào)查研究中具有較大的應(yīng)用潛力。這在中國健康與養(yǎng)老追蹤調(diào)查、及其國外其它姊妹調(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、重測信度、效標(biāo)關(guān)聯(lián)效度、內(nèi)容效度等。

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