簡易應對方式問卷在老年人群體中的修訂及信效度檢驗*

濰坊醫學院(261053)

朱宇航　郭繼志△　羅　盛　李　敏　胡善菊　董　毅

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簡易應對方式問卷在老年人群體中的修訂及信效度檢驗*

濰坊醫學院(261053)

朱宇航郭繼志△羅盛李敏胡善菊董毅

【提要】目的考察簡易應對方式問卷(SCSQ)在中國老年人群體中的信度和效度，并在此基礎上進行修訂。方法采用專題小組討論、專家評估內容效度和問卷調查法初步對SCSQ進行修訂，并采用項目分析、因素分析和信效度檢驗方法對山東省濰坊市部分社區和養老院抽取的562名老年人的應對方式狀況進行分析，從而驗證該量表理論結構的合理性。結果修訂后的SCSQ具有較好的項目區分度，除項目14由于心理測量屬性不佳而被刪除外，其余19個項目的決斷值(critical ratio，CR)為2.005～8.472(Ps<0.05)；對SCSQ-19進行探索性因素分析，結果共提取3個公因子，累計方差貢獻率為52.93%；驗證性因素分析結果顯示，χ2/df=2.083、NFI=0.884、CFI=0.941、IFI=0.942、GFI=0.905、TLI=0.928、RMSEA=0.057，證明SCSQ-19的三因素模型與數據擬合較為理想；效標效度結果顯示，SCSQ-19各因素與CSQ中測量內容相近的因素為中度相關(|r|=0.409～0.507，Ps<0.001)。SCSQ-19總量表的Cronbach′s α系數為0.886，3個分量表的Cronbach′s α系數為0.780～0.876；SCSQ-19總量表的折半信度為0.882；SCSQ-19總量表的重測信度為0.721，3個分量表的重測信度為0.714～0.729。結論修訂后的SCSQ-19在老年人中的信度和效度指標均符合心理測量學的要求，可作為評估老年人心理應對方式的有效工具。

應對方式老年人效度信度

提高老年群體的心理健康水平和晚年生活質量，已成為我們亟需解決的社會問題[1]。應對方式是人們為處理內外環境的要求及其產生的情緒困擾而采用的手段、方法和策略[2]。其作為心理健康和應急源的中介變量，對心理健康產生重要的影響[3]。有研究顯示，高應激狀態下的個體，如果缺乏良好的應對方式及有效的社會支持，心理健康危險度可達43.3%，是一般人群的2倍以上[4]。國外研究顯示，積極和成熟的應對方式有利于心理健康水平的提高[5]。簡易應對方式問卷(simplified coping style questionnaire，SCSQ)是國內測量應對方式的重要工具，編者謝亞寧在城市人群調研數據基礎上，構建了包含積極應對和消極應對的二維度模型。目前尚未有研究探討SCSQ在老年人群體中的適用性，但當量表應用于不同群體時，需要進行信效度的檢驗[6]。本研究對SCSQ進行了信效度分析和修訂，探究該量表在老年人群體中的適用情況，以期為我國老年人應對方式的研究提供有效的測量工具。

研究對象與方法

1.研究對象

樣本1(預調查樣本)：方便選取濰坊市某城市社區102例60歲及以上的老年人，年齡60～83歲，平均年齡(75.1±5.4)歲。男性47例(46.1%)，女性55例(53.9%)?；橐鰻顩r：在婚68例(66.7%)，喪偶28例(27.5%)，離異2例(2.0%)，未婚4例(3.9%)。文化程度：文盲21例(20.6%)，小學47例(46.1%)，初中18例(17.6%)，高中或中專8例(7.8%)，大專1例(1.0%)，本科及以上7例(6.9%)。

樣本2(正式調查樣本)：山東省濰坊市部分社區(2個城市社區，2個農村社區)和養老院(1個私立，1個公立)中方便抽取562例60歲及以上老年人，年齡60～99歲，平均年齡(69.7±6.9)歲。男性272例(48.4%)，女性290例(51.6%)。婚姻狀況：在婚433例(77.0%)，喪偶112例(19.9%)，離異9例(1.6%)，未婚8例(1.4%)。文化程度：文盲157例(27.9%)，小學194例(34.5%)，初中113例(20.1%)，高中或中專56例(10.0%)，大專25例(4.4%)，本科及以上17例(3.0%)。

樣本3(重測樣本)：2周以后，根據正式調查樣本問卷上自愿填寫的聯系方式，方便選取68例老年人進行重測。年齡60～83歲，平均年齡(76.5±6.1)歲。男性36例(52.9%)，女性32例(47.1%)?；橐鰻顩r：在婚40例(58.8%)，喪偶22例(32.4%)，離異2例(2.9%)，未婚4例(5.9%)。文化程度：文盲15例(22.1%)，小學33例(48.5%)，初中8例(11.8%)，高中或中專5例(7.4%)，大專1例(1.5%)，本科及以上6例(8.8%)。

本研究排除了伴有嚴重軀體疾病、智力損害、精神病性癥狀及聽力和視力殘疾的對象。所有研究對象均自愿參加該研究，且簽署了知情同意書。

2.工具

(1)簡易應對方式問卷(SCSQ)

該問卷由謝亞寧于1998年編制，共包括20個項目，分為積極應對和消極應對兩個維度，其中積極應對維度由項目1～12 組成，消極應對維度由項目13～20組成。問卷采用自評方式，采用李克特四級計分法，從“不采用”到“經常采用”，分別為0～3分，將結果劃分為積極應對得分和消極應對得分，積極應對得分越高，表明被調查者越傾向于采用積極的應對方式；消極應對得分越高，表明被調查者越傾向于采用消極的應對方式。該問卷在普通人群[7]、醫務工作者[8]及疾病患者[9]中的研究均顯示其具有較好的信效度。

研究組邀請6名老年人參與專題小組討論，請老年人閱讀該量表所有項目并評價其語言表達的清晰性和可理解性。根據老年人的反饋意見，研究組針對部分項目的文字表述進行了深入討論，并進行了適度修改，初步確定了SCSQ的老年版本。在此基礎上，研究組邀請了9名專家組成評估小組(心理學專家3名、社會醫學專家3名、統計學專家2名、護理學專家1名)對SCSQ的老年版本進行內容效度指數(content validity index，CVI)的四級評分(1=無相關，2=弱相關，3=較強相關，4=強相關)。

(2)應對方式問卷(coping style questionnaire，CSQ)

為SCSQ的效標量表，是國內廣泛使用的對包括老年人群[10-11]在內的普通人群進行應對方式評價的量表，由肖計劃和許秀峰編制，共包括62個項目，分為解決問題、求助、自責、幻想、退避及合理化六個維度，其中解決問題、求助屬于成熟應對維度，自責、幻想、退避屬于不成熟應對維度，合理化屬于混合應對維度。該量表除4個反向計分的項目外，其余58個項目的分值均為“是”=1分，“否”=0分。量表具有較好的信效度，青少年學生組的六維度重測信度為0.62～0.72，神經癥一對照組為0.63～0.73[12]，本研究中該量表的Cronbach′s α系數為0.817。

3.調查方法

采用匿名、現場面對面詢問的方式進行問卷調查，由2名經過統一培訓的社會醫學專業調研員向研究對象說明研究目的、意義并征得其知情同意。在此基礎上，研究對象獨立自評完成SCSQ和CSQ(對于無能力自填者，由調研員讀出量表的問題和答案選項，研究對象口頭應答完成)，填答完畢后，問卷當場核對回收。

4.統計方法

應用SPSS 21.0進行量表的項目分析和信效度檢驗；應用Amos 21.0對數據進行驗證性因素分析。

結　　果

1.項目分析

采用預調查數據(102份)進行項目分析。將屬于消極應對維度的項目13～20進行反向賦分，即“不采用”=3，“偶爾采用”=2，“有時采用”=1，“經常采用”=0，然后將20個項目相加，得出總的積極應對傾向得分(得分越高，積極應對傾向越高)。應用鑒別指數法，計算SCSQ的積極應對傾向總分，找出高、低27%分位數(30分為最低分，37分為最高分)進行獨立樣本t檢驗，從而比較高分組(n=28)和低分組(n=34)在各個項目上的CR[13]。檢驗結果顯示，除項目14“通過吸煙、喝酒、服藥、吃東西來解除煩惱”的CR值較小且沒有統計學意義外，其他19個項目間的差異均有統計學意義(Ps<0.05)，見表1。進一步的同質性檢驗結果仍顯示條目14的共同性為0.075<0.2，且修正的項目總相關數值為0.128<0.4，且P=0.199>0.05，得知該項目與其他項目及總量表的同質性較差，故將其刪除。

表1　高分組和低分組在各項目上的得分比較

注：*P<0.05，**P<0.01，***P<0.001，下同。

2.效度分析

(1)內容效度分析

預調查之前的內容效度分析主要采用內容效度指數對量表的內容效度進行量化評價，CVI的取值為0～1，其值越高，表示內容效度越好。CVI分為項目水平的內容效度指數(item-level CVI，I-CVI)和量表水平的內容效度指數(scale-level CVI，S-CVI)[14]。結果顯示，量表全部項目中，除項目6和項目14的I-CVI為0.78外，其余項目的I-CVI均為1.00，均不小于0.78，故項目水平的內容效度較理想[15]；本研究的S-CVI為0.98，符合>0.90的標準[16]，故量表水平的內容效度也較為理想。

(2)探索性因素分析

把正式調查所得的562份數據進行奇偶分半。奇數序號的數據(281份)進行探索性因素分析(exploratory factor analysis，EFA)，KMO=0.903，Bartlett球形檢驗的統計量達到統計顯著性水平，χ2=2049.899，df=171，P<0.001，表明數據適合EFA。采用主成分分析法和正交旋轉對19個項目進行EFA，結合碎石圖走勢和特征根大于1的原則進行因素抽取，19個項目均符合因素負荷和共同度≥0.40的標準，且無多重負荷項目[17]，共抽取了3個因素，累計方差貢獻率為52.93%，各因素負荷、特征根和方差貢獻率見表2。最終修訂版的SCSQ包含19個項目，劃分為3個因素。結合已有研究和EFA劃分結果，3個因素從F1到F3依次命名為：自我認知重組及情緒克制、尋求社會支持、逃避及幻想。

表2　SCSQ-19探索性因素分析結果(n=281)

*：COM為共同度。

(3)驗證性因素分析

為驗證EFA所得的三因素模型，采用極大似然估計法(maximum likelihood estimate，MLE)對正式調查中偶數序號的數據(281份)進行驗證性因素分析(confirmatory factor analysis，CFA)。其修正指數(modification indices，MI)提示項目3“盡量看到事物好的一面”和項目5“不把問題看得太嚴重”的殘差(e)相關ID最高，達到29.718。兩個項目均是對當前面臨的應激進行的樂觀性解釋，故二者存在一定的相關性，所以可以在模型中設定二者的殘差相關(e3-e5)。修正后的模型較之前的模型擬合χ2的變化在自由度變化基礎上非常顯著(Δχ2=455.548-423.119=32.429，Δdf=149-148=1，P<0.01)；而且擬合指數NFI、CFI、IFI、GFI、TLI變大，趨向于1；RMSEA則變小，趨向于0。上述指標均表明修正后的模型優于修正前的模型。采用類似方法，將項目1和2、項目2和8等的殘差設定為相關，對模型進一步修正，最終的模型(M8)數據擬合較為理想。具體擬合指標和修正步驟見表3。

(4)效標效度分析

本研究選用應對方式問卷(CSQ)作為SCSQ-19的外部效標。結果顯示：SCSQ-19各因素與CSQ中測量內容相近的因素相關系數的絕對值(|r|=0.409～0.507，Ps<0.001)較高，而測量內容存在差異的因素相關系數的絕對值(|r|=0.168～0.321，Ps<0.001)較低。具體結果見表4。

表3　SCSQ-19的CFA模型的修正步驟和擬合指標(n=281)

表4　SCSQ的效標關聯效度(n=562)

3.信度分析

(1)內部一致性信度

本研究采用Cronbach′s α系數和折半信度來評估量表的內部一致性信度，SCSQ-19總量表的α系數為0.886，3個分量表的α系數分別為0.876、0.813、0.780；SCSQ-19總量表的折半信度為0.882。

(2)重測信度

間隔2周后的重測數據表明，SCSQ-19總量表及3個分量表前后兩次得分的相關系數為0.721、0.714、0.723、0.718，Ps<0.01。

討　　論

本研究通過項目分析，最終刪除了項目14“通過吸煙、喝酒、服藥、吃東西來解除煩惱”，保留了剩余的19個項目，形成了SCSQ-19量表。項目14在量表研究初期的可理解性檢驗階段和預調查實施過程中均受到部分老年人的質疑。首先，多數老年人認為服藥和吃東西并不是中國人處理應激的方式，一般僅僅在有疾病的時候才會服藥，而且“吃東西”的表述也非常奇怪；其次，大多數老年女性可能并未有煙酒陋習。即使有煙酒嗜好，尤其是吸煙，也不會輕易表露，因為在現代社會中，女性煙民往往容易遭受性別角色、身體以及道德等多重的污名化風險[18]，而且隨著吸煙危害健康知識的普及和全世界禁煙運動的開展，女性煙民意味著站在了“健康話語”[19]的對立面，極易被貼上不健康甚至不道德的標簽。基于以上考慮，被調查者會由于不理解題意或者迎合社會贊許效應[20]而不作答或胡亂填答，這也是該項目心理測量學屬性較差的理由。

SCSQ-19具有良好的心理測量屬性。在信度評價方面，總量表的Cronbach′s α系數為0.886，各分量表的Cronbach′s α為0.780～0.876，符合總量表Cronbach′s α系數>0.8且分量表α系數>0.6的標準[21]，且總量表的折半信度為0.882，說明該量表具有良好的內部一致性信度；時隔2周之后的重測相關系數為0.714～0.723，前后測量結果一致性較高，證明該量表具有較好的跨時間穩定性。本研究采取內容效度、結構效度和效標效度來評價SCSQ-19的效度。在內容效度方面，雖然CVI達到了可接受標準，但仍有個別專家對項目6“堅持自己的立場，為自己想得到的斗爭”和項目14“通過吸煙、喝酒、服藥、吃東西來解除煩惱”存在異議。專家表示，前者這種類似于偏執的問題解決型應對并不屬于老年人應對方式的常態，相反適度的幻想、退避和合理化卻能使老年人暫時遠離特定的環境刺激以尋求應激的消除[22]。而對于項目14，專家認為，該項目的文字表述存在問題，而且很有可能大部分老年女性并不認同。研究組為了保持量表的完整性，并未刪除這兩個項目，在此后的項目分析過程中，確實發現項目14的心理學測量屬性較差，最終將其刪除。

在結構效度方面，本研究遵循嚴格的因素分析程序，將數據奇偶分半，用奇數組數據進行EFA，探索出了SCSQ-19的三因素模型，通過偶數組數據進行驗證性因素分析(CFA)，驗證先前定義模型的數據擬合度。結果顯示，EFA得出的三因素模型與SCSQ原量表的二因素模型不符合，與原量表的條目歸屬也有較大差異，而且累計方差貢獻率52.926%，略高于原量表的48.5%。通過CFA中對三維度因素模型進行了驗證，根據修正指數(MI)增列了部分殘差相關，從而將相應觀測指標的共變關系納入模型中[23]，最終的數據擬合指標比較理想，提示SCSQ-19具有良好的結構效度。本研究選擇了CSQ作為效標，通過計算SCSQ-19與CSQ的Pearson相關系數進行檢驗。結果顯示，SCSQ-19所測量的應對方式各因素與CSQ中測量內容相近的因素間相關系數較高。表明，SCSQ-19具有較好的效標關聯效度。在對老年人進行效標施測的過程中，大部分老年人反映CSQ題目數量較多，甚至部分老年人出現拒答的情況，因此耗費了調查員大量的時間和精力。而SCSQ量表由于條目較少、語言可理解性較好，10min即可調查結束，因此比較適合臨床工作者對老年人的心理應對方式進行評估。

SCSQ是國內應用較多的應對方式的測評工具，具有項目簡便、便于分析且信效度高的特點。本研究將其應用于老年人群體，從SCSQ的各項目的可理解性、內部結構、各因素歸屬等方面著手探討，通過因素分析探索出了SCSQ-19的三因素模型并證明了其適切性。研究結果表明SCSQ-19在老年人群中具有良好的信效度，能夠有效地評估老年人面對心理應激的應對方式。本研究在填補了SCSQ在老年人群中應用評價這一空白的同時，進一步拓展了應對方式的相關研究思路，有利于將應對方式這一概念在國內進一步推廣，為醫院心理咨詢科和精神疾病科的醫護人員評估老年人的應對方式狀況提供了實用工具。為后期有針對性的對老年人展開心理輔導，及時有效地減少心理應激所導致的心身疾病奠定基礎。未來研究需要進一步擴大樣本量，并進一步進行臨床樣本的驗證。

[1]欒文敬，楊帆，串紅麗，等.我國老年人心理健康自評及其影響因素研究.西北大學學報：哲學社會科學版，2012，42(3):75-83.

[2]Lazarus RS.Coping Theory and Research:Past，present，and future.Psychosomatic Medicine，1998，55(3):234-247.

[3]王衛平，薛朝霞，牛利，等.應對方式在工作壓力與心理健康之間的中介作用機制.中國衛生統計，2012，29(3):330-332.

[4]Walker R，Stephens RS.Protective behavioral strategies mediate problem-focused coping and alcohol use in college students.Addictive Behaviors，2014，39(6):1033-1037.

[5]Beutler LE，T Mark H，Satoko K，et al.Coping style.Journal of Clinical Psychology，2011，67(2):176-183.

[6]Streiner DL，Norman GR.Health measurement scales:a practical guide to their development and use//Oxford University Press，1989:156-157.

[7]王端衛，張敬懸.簡易應對方式問卷的因子分析.山東大學學報：醫學版，2014，52(3):96-100.

[8]王香平，花蕾，白弘冬，等.三級綜合醫院醫務人員職業壓力源特征及分析.中華醫院管理雜志，2010，26(4):257-262.

[9]李馨，張敬懸，唐濟生.重性抑郁障礙患者與正常人應對方式的對照研究.山東大學學報：醫學版，2012，50(2):135-140.

[10]陳立新，姚遠.老年人心理健康影響因素的調查研究—從人格特征與應對方式二因素分析.人口與發展，2006，12(2):63-68.

[11]賀斌.農村留守老人心理健康、社會支持與應對方式現狀及影響因素.現代預防醫學，2014，41(12):2184-2187.

[12]肖計劃，許秀峰.“應付方式問卷”效度與信度研究.中國心理衛生雜志，1996(4):164-168.

[13]吳明隆.問卷統計分析實務—SPSS操作與應用.重慶：重慶大學出版社，2010：157-188.

[14]史靜琤，莫顯昆，孫振球.量表編制中內容效度指數的應用.中南大學學報：醫學版，2012，37(2):152-155.

[15]Zibadoost S，Rastgou M，Tazehkand SA.Determination and Quantification Of Content Validity.Nursing Research，1986，35(6):382-385.

[16]Waltz CF，Strickland OL，Lenz ER.Measurement in nursing and health research.3rd ed.New York:Springer，2005:156-157.

[17]吳明隆.結構方程模型—AMOS的操作與應用.重慶:重慶大學，2009：54-55.

[18]林曉珊.城市青年職業女性香煙消費的情境與實踐.青年研究，2009(5):47-59.

[19]Denscombe M.Uncertain identities and health-risking behaviour:the case of young people and smoking in late modernity..British Journal of Sociology，2001，52(52):157-177.

[20]趙志裕，鄒智敏，林升棟.文化與社會贊許反應:社會個人互動的觀點.心理學報，2010，42(1):48-55.

[21]吳明隆.問卷統計分析實務—SPSS操作與應用.重慶：重慶大學出版社，2010：237-245.

[22]陳立新，姚遠.老年人應對方式與心理健康關系的研究.中國人口科學，2005(4):88-94.

[23]龔栩，謝熹瑤，徐蕊，等.抑郁-焦慮-壓力量表簡體中文版(DASS-21)在中國大學生中的測試報告.中國臨床心理學雜志，2010，18(4):443-446.

(責任編輯：郭海強)

山東省自然科學基金項目(ZR2015GL011，ZR2015GL012，ZR2014GQ006)；“健康山東”重大社會風險預測與治理協同創新中心立項課題(XT1403001)；山東省社會科學規劃研究項目(11CSHZ04)

郭繼志，E-mail:gjz-008@163.com