基于結構方程模型的大學生亞健康量表效度測評*

郭太瑋 朱 勤 施鴻飛

大學階段是大學生身體和心理發展趨于成熟的關鍵時期，面臨著學業、就業、戀愛、人際交往、個人前途等等一系列問題的交替應激，機體很容易處于亞健康狀態。編制一個適合測量中國大學生亞健康狀況的量表就成為當前學校衛生與體育工作者亟待研究的課題。研究者基于中國人亞健康狀態測量量表((CSHS-2)研制平臺〔1〕，在開放式問卷調查基礎上，將CSHS-2共計78條條目(受試對象為20～60歲中國人)和開放式問卷調查整理形成的15條條目(直接源于大學生)進行整合，形成了有92條條目的預試量表。選取揚州大學一至四年級本科生450人進行預測試，經過對條目的篩選和探索性因素分析，形成了Likert-5自評式“大學生亞健康狀態測量問卷”，包括3個領域、12個維度、54條條目。為使最終形成的量表既簡明扼要，又能全面衡量、評估中國大學生的亞健康狀況，對量表結構效度的研究就顯得尤為重要。

結構效度是說明量表的結構是否與編制量表的理論假想相符，評價量表各內在成分是否與假設測量領域一致，是評價問卷最重要的一環。目前醫學界常用探索性因素分析來檢驗量表的結構效度〔2－5〕，其優點在于能夠確認量表的因素結構，以驗證先前對量表的理論假設結構的合理性。驗證性因素分析是進一步驗證探索性因素分析中的因素結構模型是否與實際樣本數據適配，從而證明量表結構效度和鑒別題項的合理性。本研究基于前期對量表條目的篩選和探索性因素分析結果的基礎上，采用結構方程模型的驗證性因素分析，以確認《大學生亞健康狀態測量問卷》所包含的因素是否與最初探究的理論建構相同;因素結構模型是否與實際樣本數據適配。最終鑒別量表題項的合理性，檢驗量表結構效度的可接受性水平。

對象與方法

1.研究對象

采用整群分層隨機抽樣法，對江蘇省(蘇南、蘇中、蘇北三個區域，六所大學)1500名一至四年級大學生進行正式測試，得到1059份有效問卷，有效回收率70.60%。其中男生573人，女生486人，年齡在19至25歲之間，平均年齡(20.61±1.09)歲;涵蓋文科(34.16%)、理科 (28.12%)、工科 (18.42%)、農(15.08＆)、醫(14.32%)五個學科。

2.研究方法

(1)工具 大學生亞健康狀態測量問卷。KMO抽樣適度檢驗和Bartlett's球形檢驗結構顯示，大學生亞健康量表的軀體表現領域、心理表現領域、社會適應領域3個分量表KMO值分別為0.893、0.906、0.755，Bartlett's球形檢驗抽樣均有統計學意義(=4 080.515、1 707.878、546.585，P ＜0.001)，適合進行因子分析。主成分分析見表1和表2。

(2)程序

以隨機抽樣法選取被試進行團體施測。研究分兩個階段:第一階段:量表的信度檢驗;第二階段:量表的驗證性因素分析，對量表理論模型及其維度進行驗證，確定正式量表的體系結構。

①在本研究中，量表信度檢驗原則為:只有當Cronbach α系數至少達到0.70才能認為各分量表及總量表具有內部一致性和穩定性，當α值在0.80以上時則更佳〔6〕。

②本研究在結構方程模型的驗證性因素分析的框架內，采用最大似然法(maximum likelihood，ML)進行協方差結構分析。分析原則為:(1)模型設定是以經探索性因素分析所得模型結構為準。(2)在指定維度上因子的載荷應大于0.40。(3)條目的刪除，或條目可能歸屬于另一主因子，除考慮數值上的原因，也必須在意義上可解釋。(4)可以刪除修正指數較大的條目〔7〕。(5)每刪除一個條目，應重新運行程序。(6)評價模型整體擬合優度時采用以下幾個指標:卡方檢驗(χ2)〔8〕、非標準擬合指數(TLI)〔9〕、比較擬合指數(CFI)〔9〕、近似平方根誤差(RMSEA)〔10〕及標準平方根殘差(SRMR)〔11〕進行評定。TLI和 CFI的值如超過0.90，數據具有極好的模型擬合度，如果TLI和CFI的值超過0.95，則表明模型的擬合度更佳〔12〕。RMSEA的值不超過0.05和0.08，分別代表了較接近的和合理的模型擬合度〔10〕。SRMR的值如小于0.08表明模型的擬合度適宜〔11〕。在擬合度極佳的模型中，SRMR的值應該小于 0.05〔12〕。

表1 軀體表現領域亞健康分量表主成分最大變異法旋轉因子矩陣

表2 心理表現領域和社會適應領域亞健康分量表主成分最大變異法旋轉因子矩陣

3.統計處理

信度檢驗的可靠性分析由SPSS 15.0完成，結構效度的驗證性因素分析由模型軟件AMOS 7.0完成。

研究結果

1.量表的信度檢驗

采用克隆巴赫(Cronbach’s Alpha)一致性系數對3個分量表和總量表的信度進行了檢驗，大學生亞健康狀態總量表和各分量表的一致性系數在0.803至0.845之間，量表12個維度的一致性系數在0.821～0.851，均達到更佳的可接受水平。檢驗量表的跨時間穩定性，對評價其模型的恒定性很有必要〔13〕。鑒于此，115名受試者在間隔4周后再次填寫了大學生亞健康狀態問卷。重測數據顯示量表的穩定性系數均在0.70以上。

2.驗證性因素分析

驗證性因素分析結果表明(表3)，軀體領域、心理領域和社會適應領域3個分量表和總量表擬合指標，該量表數據擬合較好。

表3 分量表和總量表擬合優度

3.效度檢驗

軀體表現、心理表現、社會適應3個量表與總量表的相關系數分別為 0.944、0.859、0.642，均 ＞0.50，均有統計學意義(P＜0.001)，表明該量表的效度較好。

表4 大學生亞健康量表各分量表與總量表的相關分析(r)

圖1 《軀體表現分量表》模型的因子圖

分析與討論

1.量表的信度

經過條目篩選、探索性因素分析后《中國大學生亞健康狀態測量問卷》合理的因子結構為依據，本研究又對其內部一致性和穩定性系數進行了評定，以進一步驗證其測量學的特性。結果表明，總量表和各分量表的一致性系數在0.803至0.845之間，量表12個維度的一致性系數在0.821至0.851之間，均達到更佳的可接受水平。同時，量表的間隔穩定性系數處于可接受的水平。

2.量表的驗證性分析

本研究的因子結構效度是在驗證性因素分析框架內，基于協方差結構加以檢驗?！盾|體表現分量表》33個可觀測變量的因子載荷都達到0.40以上，經探索性因素分析初步得到的理論構建假定模型為該分量表提供了較佳的擬合度:樣本數據得到了顯著的卡方值〔8〕，卡方值與自由度的比值為1.707＜2(公認的可接受模型與數據的擬合標準 χ2/df的值應 ＜5〔13〕)。CFI、TLI、RMSEA均達到佳的擬合標準，稍有缺憾的是SRMR=0.055＞0.050，表明理論建構的《軀體表現分量表》結構與實際觀測數據適配，該分量表結構佳。由圖2可見，《心理表現分量表》假定模型的擬合指標不理想，修正指標顯示:可觀測變量從 VXA7到VXA10這4個條目(其理論解釋意義為“焦慮”)可能由另一個潛在變量決定。模型修正后的結果顯示(圖3)，歸屬于3個潛在變量(主因子)的13個可觀測變量的因子載荷都達到分析要求，且最高載荷量為0.81，CFI、TLI均 ＞ 0.90、SRMR=0.048 ＜ 0.05達到更佳的擬合標準，RMSEA=0.078＞0.050而未達到更佳的擬合標準，表明3因子結構的《心理表現分量表》顯著優于2因子結構。由圖4可知，社會適應假定模型觀測變量VSB1和VSB2在其指定的主因子上載荷值分別為0.32和0.36，皆低于分析要求。修正指標提示:兩個觀測變量與另一潛在變量(壓力)存在較大的共變關系。修正模型結果表明(圖5)，8個條目的載荷值均 ＞0.40，CFI、TLI接近 0.95，RMSEA接近0.05，SRMR=0.05。圖6為總量表假定模型，修正指數提示，測量誤差e6和測量誤差e7間存在共變關系。SEM測量模型修正中，允許測量誤差間有共變關系是在不未違反SEM的假設〔7〕。本研究認為e6和e7同屬于潛在變量“軀體表現”，分別是測量指標“機能失調”和“疼痛”的測量誤差，兩者存在共變符合假設模型代表的理論解釋。修正模型結果顯示(圖7)，χ2/df=2.543＜3.0;CFI、TLI的值均在 0.95以上;RMSEA值接近0.05，SRMR值＜0.05，修正模型的擬合優度更為理想，證明本研究設想的量表結構效度是合理的。

圖2 《心理表現分量表》模型的因子圖

圖3 《心理表現分量表》修正模型的因子圖

圖4 《社會適應分量表》假定模型因子圖

圖5 《社會適應分量表》修正模型因子圖

3.量表效度檢驗

量表效度檢驗表明，各分量表與總量表的相關系數分別為0.944、0.859、0.642，均 ＞0.50，進一步證實了該量表結構清晰合理。因此，量表結構效度檢驗的有效方法應該是探索性因素分析與驗證性因素分析相結合。

圖6 《總量表》假定模型因子圖

圖7 《總量表》修正模型因子圖

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