《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征之欧阳法创编.docx

《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征之欧阳法创编.docx

《《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征之欧阳法创编.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征之欧阳法创编.docx（22页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征之欧阳法创编

《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童

时间：

2021.03.09

创作：

欧阳法

青少年中的测量学特征

赵金霞a,b，邢晓沛a，王美芳a*

（a山东师范大学心理学院，济南250014，中国；b临沂大学教育学院，临沂276005，中国）

摘要：

本研究以1878名中国大陆儿童青少年为被试，对《Spence儿童焦虑量表（简称SCAS）》中文版在中国文化背景下的适用性进行考察。

多组验证性因素分析显示，6因子的焦虑结构不仅适合于中国儿童、青少年群体，而且适合于中国男孩、女孩群体。

信度分析表明，量表的内部一致性信度、重测信度均较好。

总量表和亚量表得分与焦虑问题的相关显著高于与抑郁问题的相关，表明量表具有较好的集中和区分效度。

中国青少年的焦虑得分显著高于儿童，女孩的焦虑得分显著高于男孩。

与已有采用相同测量工具的西方研究结果相比，中国儿童的焦虑得分适中，中国青少年的焦虑得分显著高于西方青少年。

本研究结果综合表明，SCAS适合测查中国大陆儿童青少年的焦虑症状。

1问题提出

焦虑障碍是儿童青少年最为普遍的精神障碍之一，在个体16岁之前的累积性发生率为9.9%（Costello,Mustillo,Erkanli,Keeler,&Angold,2003），生命历程中的发生率为28.8%（Kessleretal.,2005）。

儿童期的焦虑障碍不仅与多种生活领域的削弱相联系，而且是影响成年期其它精神障碍的重要危险因素（Essau,Leung,Conradt,Cheng,&Wong,2008;Essau,Muris,&Ederer,2002）。

研究发现，临床焦虑的8-18岁儿童家庭花费为一般社区儿童的21倍之多（Bodden,Dirksen,&Bögels,2008）。

尽管存在较高的发生率和较为严重的危害性，然而，由于焦虑的内隐性特征，目前仅有较少的焦虑儿童得到合适的关注和矫治（Murisetal.,2006）。

因此，具备一种经济有效、方便易行的儿童青少年焦虑障碍测查工具可能是识别和矫治儿童期焦虑症状的关键一步。

由于焦虑更多表现为一种主观的认知和情绪经历，其他人很难观测的到（Spence,Barrett,&Turner,2003），因此，研究者普遍运用自我报告的测量工具考察儿童青少年内隐的焦虑问题。

目前，大部分用于测查儿童焦虑的工具，如修订的儿童显在焦虑量表（RCMAS;Reynolds&Richmond,1978），状态-特质焦虑量表（STAIC;Spielberger,1973）、修订的儿童恐惧调查表（FSSC-R;Ollendick,1983），尽管具有较好的测量学特征，而且提供了关于儿童青少年心理病理症状的有价值的信息（Silverman&Ollendick,2005），但是，它们只能提供儿童焦虑的一般表现模式，不能揭示DSM-IV界定的具体焦虑症状信息（美国心理卫生协会，1994）。

Spence儿童焦虑量表（SCAS;Spence,1997）是基于DSM-IV发展起来的专门用于测查儿童期多种焦虑症状的自我报告的测量工具。

该量表主要以社区儿童为被试编制而成，旨在测查六个焦虑维度：

分离焦虑、躯体伤害恐惧、社交恐惧、恐慌障碍、强迫冲动障碍和广泛性焦虑。

SCAS自出版以来，其测量学特征已在多种文化背景下进行了考察，这些国家主要包括：

澳大利亚（Spence,1998;Spenceetal.,2003）,荷兰（Muris,Schmidt,&Merckelbach,2000）,德国（Essau,Sakano,Ishikawa,&Sasagawa,2004）,日本（Ishikawa,Sato,&Sasagawa,2009）,希腊（Mellon&Moutavelis,2007）,南非（Muris,Schmidt,Engelbrecht,&Perold,2002）,西班牙（Tortella-Feliu,Balle,Servera,&delaBanda,2005）和美国（Whiteside&Brown,2008）。

多数研究一致发现，SCAS具有较好的内部一致性信度和重测信度（Ishikawaetal.,2009;Spenceetal.,2003;Spence,1998;Tortella-Feliuetal.,2005）。

由于SCAS与其它儿童焦虑量表（e.g.RCMAS,SCARED）的相关显著高于其与儿童抑郁量表的相关，表明SCAS具有较好的集中和区分效度（e.g.CDI;Muris,Merckelbach,Ollendick,King,&Bogie,2002;Spence,1998;Spenceetal.,2003）。

整体而言，这些研究一致表明，SCAS是可信、可靠的测查社区儿童青少年焦虑症状的十分有价值的测量工具。

尽管多种文化背景下的研究一致表明SCAS具有较好的适用性，但是，该量表并没有在中国大陆社区样本中进行测量学分析。

一系列的证据似乎表明，SCAS的测量学特征存在一定的文化差异。

例如，澳大利亚社区儿童（Spence,1998）的焦虑结构与德国儿童（Essauetal.,2004）有所不同，南非社区儿童的焦虑结构（Muris,Schmidt,etal.,2002）与荷兰儿童（Murisetal.,2000）有所不同。

一项近期的研究考察了SCAS在中国香港6-11岁儿童中的测量学特征（Li,Lau,&Au,2011）。

该研究考察了SCAS的因子结构、内部一致性信度和集中效度，但是并没有考察量表的重测信度和离中效度。

此外，该研究仅考察了小学儿童，没有关注初中青少年群体。

因此SCAS在中国青少年中的适用性依然有待进一步考察。

更重要的是，尽管香港和中国大陆（Lin&Ho,2009）具有共同的文化根基，但是，由于香港在很长一段时间是英国的殖民地，受西方文化的影响更大一些。

香港的发展可能呈现出一种不同于中国大陆的亚文化特征（Cheung,Conger,Hau,Lew,&Lau,1992）。

因此，尽管有证据表明SCAS在香港社区儿童群体具有较好的适用性，但是，该量表是否可以有效地测评中国大陆社区儿童的焦虑症状依然有待进一步分析。

基于上述原因，本研究意在考察SCAS在中国大陆儿童青少年中的适用性。

鉴于大量证据表明儿童期的焦虑症状存在显著的性别差异，本研究也评定SCAS在中国男孩和女孩群体中的适用性（Crocetti,Hale,Fermani,Raaijmakers,&Meeus,2009;Hale,Crocetti,Raaijmakers,&Meeus,2011）。

值得注意的是，焦虑的表现至少在一定程度上是由与文化因素密切相关的社会化教养实践决定的（Li,Ang,&Lee,2008）。

西方的社会化教养实践崇尚独立和自主（Essauetal.,2008），因此，儿童青少年的焦虑水平可能低一些；相比之下，中国的社会化教养实践强调自我控制、情感限制、对他人观点的尊重以及学业优势（Lietal.,2008;Dong,Yang,&Ollendick,1994;Chen,Rubin,&Li,1997），因此，中国儿童青少年的焦虑水平可能相对高一些。

基于这些分析，本研究拟进一步考察中国儿童青少年的焦虑症状水平，并将本研究结果与西方已有采用相同测量工具的研究所揭示的儿童青少年的焦虑症状水平进行比较分析。

总之，本研究旨在通过以下几方面的考察扩展SCAS在中国文化背景下适用性的相关文献（Lietal.,2011）。

第一，考察SCAS中文版在中国大陆社区样本中的因子结构；第二，评定SCAS中文版的内部一致性信度、重测信度、集中和区分效度；第三，考察中国儿童青少年焦虑症状水平的年龄、性别差异；第四，将中国大陆社区样本的儿童青少年焦虑症状水平与已有研究所揭示的西方社区样本的焦虑症状水平进行比较分析。

2研究方法

2.1被试

本研究被试为1879名8–15岁的3–9年级学生。

这些学生全部从中国东部地区的山东省济南市一所公立小学和2所公立中学招募。

根据Muris剔除无效被试的标准，1名被试的所有问卷项目反应率小于90%，因此，从全体样本中剔除了该被试，最后剩余有效被试1878名。

其中，8–12岁的儿童996名（平均年龄=10.87岁，标准差=1.41;男=518名，女=478名），13–15岁的青少年882名（平均年龄=14.18岁,标准差=0.70;男=434名，女=448名）。

91%的被试来自双亲家庭，78%的被试为独生子女，大部分被试的父母具有高中（38%的父亲，37%的母亲）或大专/大学受教育水平（37%的父亲,29%的母亲）。

2.2程序

在数据收集之前，本研究设计获得了山东师范大学伦理审核委员会的审查通过和学校领导的许可，并与儿童青少年的父母签署了知情同意书。

测查前，主试告诉被试自愿参与、保密等信息。

之后，被试在教室里利用课外活动时间完成了SCAS中文版和人口学信息问卷。

被试答题期间，一名主试随时准备对于被试的疑虑给予合理的解释，确保每一名被试均独立完成问卷。

为考察SCAS的重测信度以及集中和区分效度，本研究招募了另一批被试，其中，儿童330名（平均年龄=10.14岁,标准差=1.08;男=174名，女=156名），青少年319名（平均年龄=13.63岁,标准差=0.99;男=178名，女=141名）。

这些被试在第一次测查时完成了SCAS中文版、儿童焦虑性情绪障碍筛查表和儿童抑郁量表，间隔4周后的第二次测查，他们完成了SCAS中文版。

2.3测量工具

2.3.1Spence儿童焦虑量表

SCAS是基于社区样本发展起来的专门测查儿童青少年焦虑症状的自我报告的测量工具（Spence,1997;Spence,1998;Spenceetal.,2003），共包括44个项目。

其中，38个项目测查以下六种焦虑症状：

分离焦虑（6个项目，例如“如果我必须自己一个人睡觉，我会感到害怕”）、躯体伤害恐惧（5个项目，例如“我怕狗”）、社交恐惧（6个项目，例如“我生怕自己在别人面前出丑”）、恐慌障碍（9个项目，例如“我无缘无故地突然觉得非常害怕”）、强迫冲动障碍（6个项目，例如“我必须去想一些特殊的想法以阻止一些不好的事情发生”）和广泛性焦虑（6个项目，例如“我担心不好的事情会发生在自己身上”）；剩余的6个项目为过滤/测谎题项。

被试在4点量表上评定每一个项目（0=从不,1=有时,2=经常,3=总是）。

以相关项目得分的平均分作为焦虑总量表和亚量表得分，分数越高，焦虑问题越严重。

本研究直接采用SCAS中文版测查我国儿童青少年的焦虑症状（Wang&Deng,2004）。

2.3.2儿童焦虑性情绪障碍筛查表（SCARED）

儿童焦虑性情绪障碍筛查表（Birmaheretal.,1999）是基于临床样本发展起来的专门用于测查儿童青少年焦虑症状的自我报告的测量工具，包括躯体化/恐慌（13个项目，例如“当我感到害怕时，出现呼吸困难”）、广泛性焦虑（5个项目，例如“我经常担心别人是不是喜欢我”）、分离焦虑（8个项目，例如“如果我不在家里睡觉，就觉得内心不安”）、社交恐怖（7个项目，例如“我不喜欢与不太熟悉的人在一起”）、学校恐（4个项目，例如“我在学校时感到头痛”）5个亚量表，共41个项目。

被试在0～2的3点量表上评定他们经历每一种症状的频次，通过计算相关项目得分的平均分作为被试的具体焦虑症状得分和焦虑总分。

已有的研究表明，SCARED在中国文化背景下具有较好的信度和效度，本研究运用该量表评定SCAS的集中效度。

2.3.3儿童抑郁量表（CDI）

CDI（Kovacs,1992）是普遍运用的测查7-17岁儿童抑郁症状的自我报告的测量工具，包括27个与悲伤、自责、睡眠困难、胃口不好、人际关系、学校适应有关的项目。

被试在0～2的3点量表上评定过去2周内每个项目出现的频率。

通过计算所有项目得分的平均分作为儿童青少年的抑郁得分。

已有的研究表明，CDI在中国文化背景下具有较好的信度和效度，本研究运用CDI评定SCAS的区分效度。

2.4数据分析

已有的研究表明，Spence（1997）报告的SCAS六相关因子模型不仅适用于澳大利亚儿童和青少年（Spence,1998;Spenceetal.,2003），而且适用于澳大利亚男孩和女孩（Spence,1997）。

Li等人的研究（2011）表明，SCAS六相关因子模型在中国香港小学儿童中具有跨人口统计亚组（性别、年龄和学校）的不变性。

为考察六相关因子模型在中国大陆儿童和青少年群体、男孩和女孩群体中的因子不变性，本研究运用Lisrel8.7以稳健的极大似然估计法分别在不同年龄、性别群体进行多组验证性因素分析。

在每一次分析中，均将所有的因子负荷被限定为相等的限定性模型与所有的因子负荷自由估计的非限定性模型进行年龄或性别组的比较。

本研究综合从NFI（NormedFitIndex）,NNFI（Non-NormedFitIndex）,CFI（ComparativeFitIndex）,RMSEA（RootMeanSquareErrorofApproximation）和RMR（RootMeanSquareResidual）五个统计指标评定模型的拟合优度。

鉴于在大样本数据分析中，Δχ2（deltachi-square）可能是显著的，本研究运用限定性模型与非限定性模型相比较拟合优度指数的变化值（ΔGFIs;thedifferencesingoodness-of-fitindices）评定不同年龄或性别群体焦虑因子结构的不变性（Cheung&Rensvold,2002）。

如果ΔGFIs值小于或等于.01（Cheung&Rensvold,2002），因子结构的不变性成立。

此外，本研究运用Cronbach’s系数评定SCAS总量表和亚量表的内部一致性信度，采用皮尔逊积差相关和组内相关系数（ICCs）评定量表的重测信度；本研究也运用皮尔逊积差相关评定量表的集中和区分效度。

采用多元方差分析考察焦虑的年龄、性别差异，采用单一样本t检验考察本研究的焦虑得分与国外已有采用相同测量工具的研究所得焦虑得分之间的差异情况，采用SPSS中的EM程序对缺失值进行估计。

3.结果

3.1SCAS中文版的因素结构

以已有研究揭示的六相关因子模型为依据（Lietal.,2011;Spence,1998;Spenceetal.,2003），本研究首先在不同年龄群体（儿童、青少年）考察SCAS六相关因子模型在中国大陆社区样本中的因子不变性。

表1的结果显示，非限定性模型的NFI,NNFI,CFI值均大于或等于.95，RMSEA和RMR小于.05，表明非限定性模型在跨年龄组的数据中拟合较好；当所有的因子负荷在不同年龄组被限定为相等时，尽管相对于自由度变化的χ2变化表现出显著的提高，但是，限定性模型的拟合指数依然在可以接受的范围之内，即从非限定性模型到限定性模型，拟合指数的变化值均小于.01，这一研究发现支持了SCAS六相关因子模型在中国大陆儿童青少年群体中的因子不变性。

表2呈现了跨年龄群体的限定性模型中量表的每一题项在各自所属因子的因子负荷。

将儿童青少年的数据合并，进一步考察SCAS六相关因子模型在中国大陆男孩、女孩群体的因子不变性，即焦虑结构的跨性别不变性。

如表1所示，限定性模型（因子负荷在男孩与女孩组被限定为相当）与非限定性模型（因子负荷在男孩与女孩组自由估计）相比，尽管Δχ2值是显著的，但是，限定性模型表现出非常好的拟合，拟合指数非常相似于非限定性模型。

既然从非限定性模型到限定性模型，拟合指数的变化值小于.01，表明SCAS六相关因子模型在中国大陆男孩和女孩群体中具有因子不变性。

表2呈现了跨性别群体的限定性模型中量表的每一题项在各自所属因子的因子负荷。

3.2SCAS中文版的信度和效度

通过计算Cronbach’s系数在全样本（1878名被试）中统计SCAS总量表和亚量表的内部一致性信度，结果发现（具体见表3）：

总量表的Cronbach’s值为.92，分离焦虑为.71，躯体伤害恐惧为.64，社交恐惧为.75，恐慌障碍为.80，强迫性神经性障碍为.70，广泛性焦虑障碍为.78。

就儿童组而言，总量表的Cronbach’s值为.92，分量表的Cronbach’s值为.62–.79；就青少年组而言，总量表的Cronbach’s值为.92，分量表的Cronbach’s值为.66–.81。

就男孩组而言，总量表的Cronbach’s值为.90，分量表的Cronbach’s值为.60–.76；就女孩组而言，总量表的Cronbach’s值为.93，分量表的Cronbach’s值为.61–.82。

为考察SCAS中文版的重测信度，本研究收集了第二组被试样本（儿童330名，青少年319名），对这些被试的焦虑症状进行间隔4周后的重复测查，结果发现，前后两次测查的焦虑总分在全样本中的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为.78和.87，在儿童群体中分别为.76和.86，在青少年群体中分别为.81和.89。

儿童群体中，各具体焦虑症状的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为：

分离焦虑.65和.79，躯体伤害恐惧.73和.84，社交恐惧.63和.77，恐慌障碍.63和.77，强迫神经症障碍.59和.74，广泛性焦虑.67和.80。

青少年群体中，各具体焦虑症状的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为：

分离焦虑.75和.85，躯体伤害恐惧.79和.88，社交恐惧.73和.84，恐慌障碍.73和.84，强迫神经症障碍.55和.70，广泛性焦虑.68和.81。

为进一步考察SCAS中文版的集中和区分效度，本研究以第二次招募的649名儿童、青少年作为分析样本，考察了SCAS总量表、分量表得分与SCARED总量表、分量表得分以及CDI总分之间的相关情况。

结果发现（见表4），SCAS总量表得分与SCARED总量表得分之间存在高度相关（r=.82,p<.001），与CDI总分之间存在中度相关（r=.53,p<.001）。

此外，SCAS亚量表得分与SCARED亚量表得分、CDI总分之间也存在显著相关。

为考察SCAS总量表、分量表得分与SCARED（集中效度）总量表得分之间的相关是否显著高于其与CDI总分之间的相关（区分效度），本研究采用Meng，Rosenthal和Rubin（1992）提出的相关系数差异显著性检验的方法进行分析，一系列的Z检验结果发现，SCAS总量表、分量表得分与SCARED总分之间的相关显著高于其与CDI总分之间的相关（Zs>2.58,Ps<.01）。

这些研究发现表明，SCAS在中国文化背景下具有较好的集中的区分效度。

3.3焦虑的年龄和性别差异

基于全样本，采用多元方差分析考察焦虑总分和各具体焦虑症状得分是否存在显著的年龄、性别差异，结果发现，年龄主效应（F（6,1869）=36.85,p.001,2=.11）、性别主效应（F（6,1869）=50.18,p.001,2=.14）以及年龄和性别的交互作用（F（6,1869）=3.25,p.01,2=.01）均显著。

具体而言（见表5），青少年的焦虑总分和具体焦虑症状得分显著高于儿童（分离焦虑和躯体伤害恐惧除外），女孩的焦虑总分和具体焦虑症状得分显著高于男孩（强迫性神经症障碍除外）。

鉴于焦虑总分（F（1,1874）=9.08,p.01,2=.005）、分离焦虑（F（1,1874）=8.52,p.01,2=.005）、躯体伤害恐惧（F（1,1874）=14.91,p.001,2=.008）、社交恐惧（F（1,1874）=4.57,p.05,2=.002）和广泛性焦虑（F（1,1874）=9.29,p.01,2=.005）得分存在年龄和性别的交互作用，本研究进行了简单效应检验，结果发现，无论是儿童组还是青少年组，女孩的焦虑得分均显著高于男孩，进一步分析儿童、青少年组的性别差异效果量Cohen’sd，结果发现，青少年组焦虑的性别差异得分显著高于儿童组（见表5）。

3.4与已有研究的比较

为考察本研究所揭示的中国大陆儿童青少年的焦虑得分与已有采用相同测量工具的研究所揭示的西方儿童青少年的焦虑得分之间的差异情况。

本研究进行了一系列单一样本t检验，结果发现（见表6），中国儿童的焦虑总分与荷兰（Murisetal.,2000;t（995）=1.88,p.05）、德国（Essauetal.,2002;t（995）=-1.64,p.05）儿童的焦虑总分之间差异不显著。

然而，就具体焦虑症状而言，与荷兰儿童相比，中国儿童具有较高的分离焦虑、躯体伤害恐惧、社交恐惧、强迫性神经症障碍水平（ts（995）3.06,ps<.01）和较低的恐慌障碍、广泛性焦虑障碍水平（ts（995）>3.16,ps<.01）；与德国儿童相比，中国儿童具有较高的躯体伤害恐惧、恐慌障碍水平（ts（995）2.26,ps<.05）,较低的社交恐惧、广泛性焦虑障碍水平（ts（995）≥6.13,ps<.001）。

除社交恐惧和广泛性焦虑之外（德国青少年显著高于中国青少年;ts（881）>4.38,ps<.001），中国青少年的焦虑总分和具体焦虑症状得分均显著高于已有研究所揭示的荷兰青少年（Murisetal.,2000;ts（881）8.63,ps<.001）和德国青少年（Essauetal.,2008;ts（881）7.47,ps<.001）的焦虑得分。

4.讨论

4.1SCAS中文版的测量学特征

鉴于中国文化背景下专门测查社区儿童青少年焦虑症状的测量工具十分缺乏（Lietal.,2011），本研究基于大样本中国大陆社区儿童、青少年群体对SCAS中文版进行了测量学分析。

结果发现，与国外开展的多数SCAS测量学研究相一致，（Essau,Sasagawa,Anastassiou-Hadjicharalambous,Guzmán,&Ollendick,2011;Ishikawaetal.,2009;Spence,1998;Spenceetal.,2003;Whiteside&Brown,2008），本研究发现，SCAS在中国文化背景下具有较好的测量学特征，可以用于测查中国大陆儿童青少年的具体焦虑症状。

这一研究结论主要基于以下三个衡量标准。

第一个标准是SCAS的因子结构。

尽管已有的多数研究显示，Spence（1998）基于澳大利亚儿童青少年群体构建的六相关因子模型在其它文化背景下的适用性受到质疑，然而，本研究结果支持了Spence的六相关因子模型。

具体而言，多组验证性因素分析显示，六相关因子的焦虑结构在中国大陆社区样本中不仅适用于儿童、青少年群体，而且适用于男孩和女孩群体。

这意味着《Spence学前儿童焦虑量表》中文版在不同的年龄和性别组不仅具有相同的因子结构，而且每个因子与其所涵盖题项的关联程度