兒童邊緣人格特征量表的修訂及其信效度檢驗

李 杰 吳明霞

（西南大學心理學部，重慶 400715）

邊緣人格障礙（borderline personality disorder，BPD）是一種既復雜又嚴重的精神障礙。BPD的典型特征是在認知、情緒和行為功能上的神經缺陷，包括情緒不穩定，激烈、糾纏的關系，不切實際地恐懼被親友拋棄，解離的思維，長期的空虛感，沖動，偏執思維和自殺的意念和姿勢（APA，1994）。BPD除了嚴重損害患者的身心健康，造成其無法適應社會環境外，因其沖動、自傷自殺的特征，BPD患者常常在沖動難以控制時發生犯罪，同時，患者常常有共病障礙、藥物成癮，破壞性極大。1980年《美國精神疾病診斷與統計手冊第三版》（the Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-Ш，DSM-Ш）正式引入并明確界定了BPD。Crick等人認為確實有一些兒童存在相當穩定的與成人BPD類似的認知、情緒和行為上的趨勢，并把它稱作兒童邊緣人格特征（Crick，Murray-Close，＆ Woods，2005）。

成人BPD治療的高昂花費使得研究者開始關注兒童青少年BPD的早期識別診斷和干預。在1994年DSM-IV發布BPD診斷成人標準之后，有研究者將成人BPD診斷標準修改用于兒童青少年。隨著2000年DSM-IV-TR的發布，第一次出現有關兒童青少年BPD診斷的陳述，即對于18歲以下的病人，其適應不良特征出現至少1年 （成人標準為2年），并且是普遍的、持續的、不是因為受到某個特殊發展階段的限制或者處于軸Ⅰ障礙發作期，就可以被診斷為 BPD （Miller，Muehlenkamp，＆ Jacobson，2008）。然而，《中國精神障礙分類與診斷手冊第三版》（Chinese Classification and Diagnostic Criteria of Mental Disorders，CCMD-3）目前仍未正式承認BPD這一診斷名稱，我國精神醫學及心理學領域對BPD的研究較少（林萬貴，2008），兒童青少年BPD的研究更是幾乎處于空白。

在人格障礙中，BPD較為常見，成人BPD發病率大約占普通人群的1%-2%，兒童青少年BPD發病率數據結果雖然根據研究設計或樣本的不同有所差異，但是整體上比成人BPD更高（Bernstein et al.，1993； Korenblum，Marton， Golombek， ＆ Stein，1990；Sharp＆ Romero，2007）。兒童青少年BPD的研究顯示，這個群體具有自殺自傷、物質濫用、冒險行為等傾向，社會功能和心理健康受損嚴重（Kaess，Brunner，＆ Chanen，2014）。 兒童青少年時期具有明顯BPD特征意味著成年后BPD癥狀更加嚴重，預后更差。因此，若能夠增加在青少年時期對邊緣人格特征和障礙的研究，特別是早期評估，便可以幫助我們更早識別BPD，并輔以干預和保護性措施（Sharp，Ha，Michonski，Venta，＆ Carbone，2012）。

目前為止，國外兒童青少年BPD評估有其不足之處。第一個是評估主要是為成人BPD開發的分類化的精神病學診斷取向，僅僅關注臨床癥狀，并沒有考慮到邊緣特征的整個范圍。此外，樣本主要集中在臨床被試，他們更可能遭受共病障礙，也一直在接受治療。同時，依賴于臨床樣本還會帶來性別偏差，因為在童年期，男生比女生更可能出現在治療機構，這些都會影響到評估準確性和結果適用性 （Crick et al.，2005）。最后，大多研究采用結構化或半結構化的臨床訪談的形式，對主試要求較高，需要經過專門訓練，這類耗時耗力的測量方式在大樣本研究中并不適用。

國外關于兒童青少年BPD的研究大多是將成人評估工具運用于兒童青少年，而兒童邊緣人格特征量表（borderline personality features for children，BPFS-C；Crick et al.，2005）作為第一個專為兒童青少年設計的，具有年齡適應性內容的自陳報告式問卷，對于大樣本的流行病學研究和針對適應不良人格功能的發展性研究來說非常實用，同時也減少了臨床評估篩查時患者的負擔。實證研究也表明其在臨床或非臨床樣本中均具有良好的信效度（Chang，Sharp，＆ Ha，2011；Sharp，Mosko，Chang，＆Ha，2011）。

國內對BPD的研究主要集中在成人，如臨床樣本和大學生樣本，兒童青少年樣本幾乎處于空白，所以本研究嘗試在已有測量工具的基礎上，以中國的社會文化為背景，修訂出合理、精確和適用的BPFSC中文版，為以后國內兒童青少年BPD早期識別診斷和相關研究提供可靠測量工具。

1 對象與方法

1.1 對象

在重慶和安徽兩地各抽取一所中學共發放問卷600份，回收有效數據446份，有效回收率為74.33%。將數據隨機分成兩半，樣本一為其中一半（n＝223），用于項目分析和探索性因素分析；樣本二為另一半，用于驗證性因素分析。并用全部446份數據計算效標效度和信度。

樣本一： 年齡范圍 15-19 歲 （M＝17.05，SD＝1.03），其中男 86 人（38.57%），女 137 人（61.43%）。

樣本二： 年齡范圍 15-19 歲 （M＝17.00，SD＝1.02），其中男 78 人（34.98%），女 145 人（65.02%）。

樣本三：向重慶共10個區縣的困境兒童（孤兒及事實無人撫養青少年）發放問卷422份，回收有效問卷389份，有效回收率為92.18%。年齡范圍10-18 歲（M＝13.60，SD＝1.90），其中男 187 人（48.07%），女 199 人（51.16%），3 人未填性別（0.77%）。

樣本四：在貴州某中學發放問卷450份，回收其中撫養方式為由于父母外出務工由祖輩、親戚或自己撫養的留守兒童有效數據373份，有效回收率為82.89%。 年齡范圍 12-18 歲（M＝15.25，SD＝1.27），其中男 173 人（46.38%），女 200 人（53.62%）。

1.2 工具

1.2.1 兒童邊緣人格特征問卷

BPFS-C是由 Crick、Murray-Close和 Woods于2005年修訂了人格評估問卷（personality assessment inventory，PAI；Morey，1991）的邊緣人格障礙分問卷而成，適用年齡范圍為9-18歲，共24個條目。它是自陳量表，用于評估邊緣人格障礙的核心維度，包括情緒不穩定、身份認同問題、消極人際關系和自我傷害（沖動），每個維度各6個條目，有4個反向計分條目。問卷要求被試仔細閱讀如何看待自己和他人的描述的題干，選擇符合自己情況的選項，量表的計分方式為 5 點計分（1＝從不、2＝偶爾、3＝有時、4＝經常、5＝總是），得分越高，邊緣人格特征越嚴重（Crick et al.，2005）。研究表明該量表有較好的信效度。

1.2.2 人格組織量表（inventory of personality organization，IPO）

IPO 是由 Clarkin 和 Kernberg（1995）編制，用于評估人格結構。本研究采用馬哲（2014）修訂的版本，共28題，5點計分，分為三個維度，包括身份認同紊亂、原始防御機制和真實性檢驗。其研究中指出，IPO的內部一致性信度為0.93，一個月后的重測信度為0.86，并具有較好的結構效度和效標效度。本研究中，該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.90。

1.2.3 長處與困難問卷 （strengths and difficulties questionnaire，SDQ）

Goodman（1997）編制了該問卷，用于評估兒童青少年的情緒行為。問卷共25題，包括5個維度：情緒癥狀、品行問題、多動、同伴交往問題和親社會行為，前4個維度相加即為困難總分。國內研究表明，該問卷的中文版的信度和效度良好（杜亞松，寇建華，王秀玲，夏黎明，鄒如皓，2006）。本研究中，該問卷的Cronbach’s α 系數為 0.74。

1.2.4 自殺自傷量表 （suicidal ideation and nonsuicidal self-injury， SI NSSI）

參照 Gutierrez，Osman，Francisco和 Kopper（2001）編制的自傷行為問卷 （self-harm behavior questionnaire， SHBQ）自編 SI NSSI，共有 10 道題，用于評估自殺想法和非自殺性自傷行為，0-2三級計分。本研究中，該量表的 Cronbach’s α 系數為 0.73。

1.3 研究程序

1.3.1 翻譯

經原作者同意后，由本課題組兩名研究生分別獨立將BPFS-C的英文稿翻譯成中文，經兩人比對討論后形成初稿；之后由另一位本科為英語專業的心理學研究生對初稿進行回譯，對翻譯差別較大的項目進行討論修改；最后由一名心理學副教授審定，充分考慮邊緣人格的臨床診斷標準，盡量使題目表達簡明清晰，符合我們的文化背景，最終定稿。

1.3.2 施測

將所用問卷裝訂成冊，請任課老師代為施測，以班級為單位，使用統一的指導語，完成后統一回收。1.3.3 數據處理

采用SPSS 20.0進行項目分析、探索性因素分析及量表的信效度檢驗，采用AMOS 22.0進行驗證性因素分析。

2 結果

2.1 項目分析

用樣本一的數據進行項目分析，計算被試問卷總分，取前27%為高分組，后27%為低分組，采用獨立樣本t檢驗進行高低組被試在每個題目上得分平均數差異的顯著性檢驗。結果發現：所有項目差異都達到顯著（p＜0.01）；計算每一個項目與維度總分之間的皮爾遜相關，結果發現，相關系數（r＞0.33）均達到顯著水平（p＜0.01） ，經過項目分析，無需刪除任何題項。

2.2 探索性因素分析

對樣本一進行探索性因素分析，研究結果表明，球 形 Bartlett 檢 驗 顯 著 （χ2＝1508.72，df＝276，p＜0.001），且 KMO＝0.85，表示適合進行探索性因素分析。采用主成分法提取公因子，按照問卷原始維度指定抽取4個因子，并作斜交旋轉。共刪除8題，刪除標準如下：（1）項目的共同度大小，如題 23；（2）因子載荷小于 0.3，如題 1、題 11 和題 19；（3）多重載荷，如題10；（4）中文版項目結構歸屬與英文版不一致，如題2、題18和題12。在刪除這些題目時，綜合考慮了數據分析結果與該題項含義是否有歧義、是否表達了該所屬維度的內涵。這些因子可解釋項目總變異的50.08%，因子載荷值見表1。

2.3 信效度檢驗

表1 BPFS-C的探索性因素分析結果

2.3.1 結構效度

運用AMOS22.0，采用樣本二作為普通兒童樣本，對正式問卷做驗證性因素分析，以檢驗問卷的結構效度，結果見表2。各項擬合指標達理想標準，模型對數據的擬合較好，本研究修訂的BPFS-C包括4個維度，其理論結構模型獲得了支持。

進一步考察問卷內部各維度之間、各維度與總問卷之間的相關，結果發現各維度與總問卷的相關系數在0.58-0.85之間，說明各維度對問卷總分都有較大貢獻；問卷各維度之間的相關系數在0.21-0.52之間，各維度之間的相關低于各維度與總問卷之間的相關，說明問卷的維度間雖有一定相關，但主要還是相對獨立的。

2.3.2 效標關聯效度

以IPO、SDQ和SI NSSI作為效標，合并樣本一和樣本二數據（n＝446），計算它們與BPFS-C各維度及總分的相關，結果見表3。

由表3可知，BPFS-C各因子與IPO各維度之間均存在顯著的正相關（r＝0.30-0.56），總分間相關系數達 0.69（p＜0.01）。 SDQ 中，親社會行為維度與BPFS-C總分、情緒不穩定和自我傷害這三個變量之間不存在顯著相關，其余四個維度均與BPFS-C各維度呈顯著正相關（r＝0.10-0.55），總分間相關為0.51（p＜0.01）。 SI NSSI與 BPFS-C 四個維度呈顯著正相關（r＝0.16-0.24），總分間相關為 0.28（p＜0.01）。

2.3.3 信度

表2 BPFS-C在普通、困境和留守兒童樣本中驗證性因素分析模型擬合指數

采用合并樣本一和樣本二的數據（n＝446）計算內部一致性信度（Cronbach’s α系數）來鑒定BPFSC 的信度。全問卷的 Cronbach’s α 系數為 0.80，各維度分別為：情緒不穩定 （0.73）、身份認同問題（0.63）、消極人際關系（0.48）和自我傷害（0.55）。

2.4 BPFS-C中文版在困境兒童樣本、留守兒童樣

本中的驗證性因素分析

為了檢驗在普通兒童樣本中得到的因素結構是否同樣適用于困境兒童樣本和留守兒童樣本，對樣本三和樣本四的數據進行驗證性因素分析，各擬合指標見表2。

結果表示模型結構可以接受，這說明在困境兒童樣本和留守兒童樣本中，修訂后的BPFS-C也具有相似的四因素結構。

表3 BPFS-C與效標的相關

3 討論

經過對BPFS-C英文版的翻譯、回譯和討論修改形成了中文稿，并對15-19歲中學生進行施測，通過項目分析和探索性因素分析，并綜合考慮題項含義，共刪除了8道題目，主要是由于文化的差異，或是表達的含義與維度不符，或是語句有歧義。如題2“我感到非常孤獨”，英文版量表屬于消極人際關系維度，但在本研究中屬于身份認同問題維度。孤獨可以指被別人排除在外，得不到心理的依賴感而出現的不滿足的情緒（緊張的人際關系），但在我們的文化背景中，也可以指特立獨行、有價值理想的精神狀態（自我認識、身份認同），這就使得在中文版量表中該題目的歸屬不同。語句有理解偏差的題目例如題10“我結交過對我不好的朋友”，英文版量表屬于消極人際關系題目，本研究中它在消極人際關系與自我傷害維度有雙重載荷。如果理解成“我主動去”結交對自己不好的朋友，明知道對自己不好，還要去跟他／她交朋友，可能就屬于沖動和自我傷害了。如果只是在交往過程中發現對方對自己不好，那這就屬于消極人際關系維度。

從探索性因素分析的結果來看，BPFS-C中文版由4個因子構成，與原量表結構一致，構想效度較好，累積方差貢獻率達50.08%。結構效度分析表明，BPFS-C中文修訂版劃分為四個維度是符合實際的，各項擬合指標均達到可接受的統計學標準。另外，問卷的各個維度與總分間的相關略高于各維度間的相關，也說明問卷的結構效度良好。在困境兒童和留守兒童樣本中的驗證性因素分析各項擬合指標較好，說明在這兩個樣本中，修訂后的BPFS-C具有相似的四因素結構。這與Chang等人（2011）的四因素結構一致。然而卻與Sharp，Steinberg，Temple和Newlin（2014）的結果不同。該研究中，964名14-19歲的社區青少年參與施測，四因素結構的假設沒有得到支持，通過項目反應理論創建了一個單維度的11題BPFS-C簡版。而本研究采用的是探索性因素分析，可能是采用的數據分析方法不同造成結果的差異。此外，使用11題簡版的好處在于減輕回答和評估的負擔，但是由于題目較少，相應損失的信息就更多了，所以采用何種問卷版本要取決于使用情境和目的。

與國外使用BPFS-C英文版進行研究所得到的信度數據相比較，BPFS-C中文版的 Cronbach’s α系數稍低。BPFS-C英文版問卷在51名12-18歲住院青少年患者樣本中施測，得到Cronbach’s α系數為0.89，情緒不穩定、消極人際關系、自我傷害和身份認同問題分量表的Cronbach’s α系數分別為0.72、0.65、0.86、0.72（Chang et al.，2011）。 本研究猜想，一個是由于樣本群體的不同，在Chang等人的研究中，被試為有嚴重的行為問題、復雜的精神疾病、藥物濫用的臨床樣本，而本研究為普通中學生樣本。BPFS-C作為一種病理人格特征傾向的測量工具，本研究中被試的邊緣人格特征不如臨床樣本穩定和明顯，所以會影響工具的信效度。其次，由于修訂后的BPFS-C中文版只有16道題，對被試行為特征進行評價時測驗題目數量會使信息的充分性受到直接影響，也就會影響評價結果的穩定性程度。

人格組織被用于評估心理病理的嚴重程度。研究顯示，具有更差人格組織功能的患者被診斷為更多的軸Ⅰ和軸Ⅱ障礙。與其他兒童青少年精神疾病患者相比，診斷為BPD的兒童青少年表現出顯著更低的心理社會功能和生活質量 （Sharp＆ Romero，2007）。復發性的自殺和非自殺性的自傷行為是BPD的核心特征，也是臨床診斷的標準之一。因此我們選用人格組織量表、長處與困難問卷和自殺自傷量表作為效標，結果顯示，BPFS-C中文版各維度與作為效標問卷的人格組織問卷總分間的相關在0.41-0.58 之間。這與前人研究結果一致，Vermote 和他的同事研究發現，人格組織量表的原始防御機制維度、身份認同紊亂維度與真實性檢驗維度都與邊緣型人格障礙之間存在高相關。BPFS-C與SI NSSI相關顯著也驗證了BPD病人中自傷自殺行為的高發生率。除了親社會行為維度，BPFS-C總分與各維度均與SDQ困難總分及各維度呈顯著正相關，親社會行為作為一個保護因子，邊緣特征顯著或情緒行為問題多并不意味著較少的親社會行為。綜上所述，BPFS-C中文版具有良好的效標關聯效度。

未來的研究取樣年齡范圍需要更大，地區來源需要更多，以探究問卷的普遍適用性。此外，運用該量表進行追蹤研究可能更能有效說明早期的邊緣人格特征對兒童其他心理社會病理發展的預測作用，為干預和保護提供借鑒。

4 結論

（1）BPFS-C中文修訂版有四個維度，包括情緒不穩定、身份認同問題、消極人際關系和自我傷害，且在普通兒童、困境兒童和留守兒童樣本中結構相同。

（2）修訂后的兒童邊緣人格特征問卷中文版具有良好的信效度，可以作為一種有效的兒童邊緣人格特征測量工具在研究中使用。