蘇 娜, 王 璐, 史靖宇, 趙旭東,2

(1. 同濟(jì)大學(xué)醫(yī)學(xué)院，上海 200092； 2. 同濟(jì)大學(xué)附屬東方醫(yī)院臨床心理科，上海 200120)

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·調(diào)查研究·

精神病前驅(qū)期問卷(PQ-16)評(píng)估大學(xué)生精神病風(fēng)險(xiǎn)的信效度檢驗(yàn)

蘇 娜1, 王 璐1, 史靖宇1, 趙旭東1,2

(1. 同濟(jì)大學(xué)醫(yī)學(xué)院，上海 200092； 2. 同濟(jì)大學(xué)附屬東方醫(yī)院臨床心理科，上海 200120)

目的 測試精神病前驅(qū)期問卷16項(xiàng)版本(PQ-16)中文版識(shí)別大學(xué)生精神病風(fēng)險(xiǎn)的信度和效度。方法 對2496名在校大學(xué)生進(jìn)行PQ-16調(diào)查，分別對條目分和痛苦分兩種模式進(jìn)行信效度的檢驗(yàn)，并對其中痛苦分大于6分的受試者進(jìn)行了精神病風(fēng)險(xiǎn)綜合征結(jié)構(gòu)式訪談(SIPS)。結(jié)果 PQ-16的條目分和痛苦分的Cronbach系數(shù)分別為0.751和0.784，Guttman折半系數(shù)分別為0.721和0.761。通過探索性因子分析有四個(gè)主成分的特征值大于1，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為41.7%，且各因子的載荷都在0.404～0.639之間。各條目分與總分的Pearson相關(guān)系數(shù)在0.355～0.548之間，痛苦分與總分的相關(guān)系數(shù)在0.385～0.597之間(P<0.01)。痛苦分大于6分的受試者通過SIPS訪談顯示31例為陽性，599例為陰性，且SIPS陽性者的痛苦分高于陰性者(P<0.05)。ROC曲線顯示，PQ-16的痛苦分的曲線下面積大于條目分，且在痛苦分為10分時(shí)可以獲得最好的敏感度(68%)和特異度(73%)。結(jié)論 評(píng)估大學(xué)生精神病風(fēng)險(xiǎn)時(shí)精神病前驅(qū)期問卷16項(xiàng)版本(PQ-16)中文版有良好的信度和效度，采用痛苦分的評(píng)價(jià)模式可以更好的篩查。

精神病風(fēng)險(xiǎn)； 大學(xué)生； 信度； 效度

精神病綜合征(主要是精神分裂癥)有難治愈、易復(fù)發(fā)、病程遷延的特點(diǎn)，預(yù)后不良。研究發(fā)現(xiàn)在患者發(fā)病前的數(shù)月至數(shù)年間會(huì)出現(xiàn)感知覺、思維、言語、行為等方面的異常，有學(xué)者將這一階段的表現(xiàn)稱為精神病風(fēng)險(xiǎn)綜合征(psychosis risk syndrome)或精神病超高危(ultra highrisk for psychosis， UHR)[1]。目前，用于精神病風(fēng)險(xiǎn)診斷較為廣泛的工具是“精神病風(fēng)險(xiǎn)綜合征結(jié)構(gòu)式訪談(structured interview for prodromal syndromes， SIPS)”。該量表由于耗時(shí)長，且需要專業(yè)人員進(jìn)行評(píng)估，所以不適合作為大量人群的篩查[2]。因此,希望尋求簡單易操作的評(píng)估工具。PQ最初的版本有92個(gè)條目，特異性不高，且用時(shí)較長。后來在此基礎(chǔ)上修訂了精神病前驅(qū)期問卷，將條目縮減為21個(gè)(PQ-B)[3]。Ising等2012年對PQ進(jìn)行再次修訂，確定了精神病前驅(qū)期問卷16項(xiàng)版本(PQ-16)，在求助人群中有較高的敏感度(87%)和特異度(87%)[4]。前期研究表明，PQ-16中文版在求助人群中有較好的精神病風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別能力[5]，但是并未在大樣本的大學(xué)生群體中驗(yàn)證。

本研究將PQ-16應(yīng)用在大學(xué)生人群中，分析不同的評(píng)價(jià)模式在篩查精神病風(fēng)險(xiǎn)中的信度和效度。并希望找到合適的界值點(diǎn)來進(jìn)行區(qū)分，為進(jìn)一步的評(píng)估和干預(yù)奠定基礎(chǔ)。

1 對象與方法

1.1 對象

隨機(jī)抽取2013年9至11月在同濟(jì)大學(xué)就讀的大一到大三年級(jí)的學(xué)生作為受檢者。研究對象均知情同意，且自愿。共發(fā)放問卷2560份，回收有效問卷2496份，有效率為97.5%。年齡16～23歲，平均(18.79±0.99)，其中男性1354人，女性1142 人。

1.2 方法

1.2.1 測評(píng)工具 精神病前驅(qū)期問卷(Prodromal Questionnaire, PQ)16項(xiàng)版本: 共16個(gè)條目，要求受試者對最近一個(gè)月內(nèi)的狀況進(jìn)行評(píng)估，每個(gè)條目用“是”和“否”來回答。選“否”記0分，選“是”記1分。如果選“是”則需要繼續(xù)對痛苦的嚴(yán)重程度進(jìn)行評(píng)估，按照0分(無痛苦)～3分(重度痛苦)4級(jí)評(píng)分。其中每個(gè)“是”條目相加即為“條目分”，每個(gè)條目的痛苦程度分相加即為“痛苦分”。精神病風(fēng)險(xiǎn)綜合征結(jié)構(gòu)式訪談(SIPS): 是一個(gè)半結(jié)構(gòu)式的訪談工具，作為精神病綜合征的篩查工具被廣泛應(yīng)用，包括陽性癥狀、陰性癥狀、瓦解癥狀和一般癥狀四個(gè)分量表。SIPS中文版有較好的信度和效度(Cronbach系數(shù)為0.72)[6]，被用來作為本研究的金標(biāo)準(zhǔn)。

1.2.2 研究方法 所有受試者在了解研究程序后，簽署知情同意書。由一名評(píng)定者采用統(tǒng)一指導(dǎo)語介紹問卷填寫流程，然后受試者進(jìn)行自我測評(píng)，當(dāng)場收回問卷。

1.2.3 統(tǒng)計(jì)處理 應(yīng)用SPSS 22.0 統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件。一般數(shù)據(jù)使用描述性統(tǒng)計(jì)，如均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差、頻率和百分比等。運(yùn)用Pearson相關(guān)進(jìn)行條目分析，采用雙側(cè)檢驗(yàn)，以P<0.01為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。使用Cronbach系數(shù)進(jìn)行內(nèi)部一致性分析，采用探索性因子分析法，進(jìn)行結(jié)構(gòu)效度評(píng)價(jià)，運(yùn)用ROC曲線來確定分界值。

2 結(jié) 果

2.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

2496名受試者的PQ-16條目分范圍為0～16分，平均(4.08±3.02)分，非正態(tài)分布(z=6.108，P<0.05)；痛苦分范圍為0～36分，平均(3.79±4.23)分，非正態(tài)分布(z=9.256，P<0.05)。各條目得分均非正態(tài)分布(P<0.05)，因此選用百分比來評(píng)估得分情況，見表1。

表1 PQ-16各條目評(píng)分分布Tab.1 The distribution of PQ-16 with the item score and the distress score (n=2496)

2.2 信度檢驗(yàn)

2.2.1 內(nèi)部一致性信度 PQ-16的條目分Cronbach系數(shù)為0.751，痛苦分的Cronbach系數(shù)為0.784。無論是條目分還是痛苦分，各條目逐一刪除后的Cronbach系數(shù)保持在0.731～0.750，0.769～0.779，見表2。

表2 PQ-16條目內(nèi)部一致性系數(shù)(Cronbach)和相關(guān)系數(shù)(r)Tab.2 Cronbach and Pearson coefficient of PQ-16

(續(xù)表2)

2.2.2 折半信度 PQ-16條目分的折半信度分析顯示，PQ-16前半部分(條目1～8)的Cronbach系數(shù)為0.535，后半部分(條目9～16)為0.669；Guttman折半信度系數(shù)為0.721。痛苦分的折半信度系數(shù)為0.761。

2.3 效度檢驗(yàn)

2.3.1 結(jié)構(gòu)效度 問卷的結(jié)構(gòu)效度采用了探索性因子分析。條目分的KMO值為0.878，Bartlett球形檢驗(yàn)的χ2值為4213.88，痛苦分的KMO值為 0.886，Bartlett球形檢驗(yàn)的χ2值為5574.108，P<0.001，一般認(rèn)為KMO值在0.8～0.9之間表示適合進(jìn)行探索性因子分析[7]。首先對16個(gè)條目采用主成分分析法提取公共因子，變量中有4個(gè)主成分的特征值>1，分別是3.51，1.14，1.03，1.01，方差貢獻(xiàn)率分別是21.91%，7.12%，6.41%，6.32%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為41.74%。然后用最大方差法對提取的4個(gè)因子進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，每個(gè)條目在其公共因子上都有較高的因子載荷(>0.4)，其中條目4、5、8、13、15屬于同一因子，條目2、3、10、12屬于一個(gè)因子，條目1、7、11、14和條目6、9、16分別屬于兩個(gè)因子。

2.3.2 內(nèi)容效度 本研究通過條目與總分的相關(guān)性來評(píng)價(jià)內(nèi)容效度，相關(guān)性越高，說明問卷的內(nèi)容效度越好。由表2結(jié)果顯示總分與各條目分的Pearson相關(guān)系數(shù)在0.355～0.548之間，各痛苦程度條目與總分的相關(guān)系數(shù)在0.385～0.597之間(均P<0.01)。

2.3.3 區(qū)分效度 用SIPS作為金標(biāo)準(zhǔn)，對痛苦分大于等于6分的受試者進(jìn)行SIPS訪談結(jié)果顯示，31人符合SIPS高危標(biāo)準(zhǔn)，其余599人均為陰性。SIPS陽性者的PQ-16條目分與陰性者無顯著差異[(8.61±2.43)vs(7.39±2.38)；F=0.082，P>0.05]，但陽性者的痛苦分高于陰性者[(13.13±5.25)vs(9.47±3.98)F=3.920,P<0.05]。

2.3.4 分界值 用條目分和痛苦分來繪制ROC曲線，痛苦分的曲線下面積(AUC)明顯大于條目分的AUC,見圖1，說明痛苦分的評(píng)分標(biāo)準(zhǔn)能夠更好地預(yù)測和診斷。痛苦分為10分時(shí)，敏感度(68%)和特異度(73%)之和最大，見表3。

圖1 PQ-16不同評(píng)分模式下的ROC曲線Fig.1 Receiver operating characteristic (ROC) curve of PQ-16 scores with different score models

Tab.3 Classification accuracy of PQ-16 scores versus SIPS diagnosis by different score models (n=630)

注:*敏感度和特異度之和最大

3 討 論

本研究中，PQ-16評(píng)估大學(xué)生精神病綜合征表現(xiàn)出了很好的內(nèi)部一致性信度和折半信度(條目分和痛苦分的Cronbach系數(shù)分別為0.751和0.784，折半信度分別為0.721和0.761)。有一項(xiàng)針對大學(xué)生的小樣本研究中，Cronbach系數(shù)為0.72[8-9]，與本研究相似。通過探索性因子分析，提取出了四個(gè)因子，包括因子1感知覺異常: 條目4、5、8、13、15；因子2思維異常: 條目2、3、10、12；因子3陰性癥狀: 條目1、7、11、14；因子4特殊感知覺異常: 條目6、9、16。Ising等修訂的PQ-16版本有三個(gè)因子，分別是感知覺異常，思維內(nèi)容異常和陰性癥狀。另有研究發(fā)現(xiàn)PQ-B中感知覺異常維度的因子載荷較高[10]，說明了感知覺異常是篩查精神病風(fēng)險(xiǎn)非常重要的因子。本研究中，則將特殊感知覺從感知覺因子中單獨(dú)分出來，也可以引起使用者的關(guān)注與區(qū)分，同樣是符合原作者本意的。

對PQ-16的痛苦分評(píng)價(jià)模式更為關(guān)注。本研究顯示PQ-16痛苦分的AUC大于條目分，說明其預(yù)測SIPS診斷的效能更強(qiáng)，即考慮癥狀痛苦程度的評(píng)價(jià)模式優(yōu)于條目分。最近，Kline[11]等對三種不同的計(jì)分方式(條目分、總分、痛苦分)進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)采用痛苦分的PQ-B的AUC最大(0.79)，敏感度(73%)和特異度(83%)最高。說明考慮精神病風(fēng)險(xiǎn)癥狀的痛苦程度的篩查量表更有利于精神病風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別。

另有研究顯示,PQ-16中文版與SCL-90的相關(guān)度較好(r=0.39～0.61,P<0.001)，且與SCL-90的強(qiáng)迫、人際敏感、抑郁和焦慮的相關(guān)性更高?？梢宰鳛橄乱徊窖芯康姆较颉？傊鳛槌醪降脑\斷工具，PQ-16有很好的信效度和篩查功能，但是也有研究發(fā)現(xiàn)其并不能夠識(shí)別一些功能損害。而且本研究發(fā)現(xiàn)一些條目的表述略有歧義(如條目2)，有62%的受試者選擇了“是”，說明該條目的區(qū)分度高，所以還需要斟酌問卷的中文表達(dá)以提高受試者對問卷的理解度，從而進(jìn)一步的提高其預(yù)測效度。

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Reliability and validity of Prodromal Questionnaire(PQ-16) in assessing psychosis-risk of college students

SUNa1，WANGLu1，SHIJing-yu1，ZHAOXu-dong1,2

(1. Medical College, Tongji University， Shanghai 200092， China; 2. Dept. of PsychosomaticMedicine， East Hospital， Tongji University， Shanghai 200120, China)

Objective To test the reliability and validity of the 16-Item version of the Prodromal Questionnaire(PQ-16) in evaluating psychosis-risk of college students. Methods A survey by using PQ-16 was conducted in 2496 college students, and those with distress score >6 were further interviewed with Structured Interview for Prodromal Syndromes(SIPS). Results The Cronbach`s alpha for item score model and distress score model of PQ-16 was 0.751 and 0.784, respectively. The Guttman split-half coefficient was 0.721 by the item score and 0.761 by the distress score. By exploratory factor analysis, there were 4 factors with initial eigenvalue >1. The cumulative variation was 41.7%, and the matrix values of all factors were 0.404-0.639. The Pearson coefficient between item scores and total scores was 0.355-0.548, while between distress scores and total scores was 0.385-0.597(P<0.01). Among participants whose distress scores>6, 31 subjects had positive SIPS results and 599 had negative results, there was significant difference in distress scores between these two groups(P<0.05).The area under the ROC curve of distress score was greater than that of item score, and a cut-off distress score of 10 yielded 68% sensitivity and 73% specificity for psychosis-risk assessment. Conclusion The PQ-16 in Chinese version shows good reliability and validity when evaluating psychosis-risk in college students and the distress score model is better for screening.

psychosis-risk; college students; reliability; validity

10.16118/j.1008-0392.2015.03.027

2015-03-20

上海市浦江人才計(jì)劃(14PJ1408500)

蘇 娜(1986—),女,碩士研究生.E-mail: 05suena@#edu.cn

趙旭東.E-mail: zhaoxd@#edu.cn

R 749.3

A

1008-0392(2015)03-0123-05