林康广　陈玲玉　陈琨　欧阳惠怡　徐贵云



·论著·

情感气质自评问卷青少年中文版的修订及信效度检验☆

林康广*陈玲玉*陈琨*欧阳惠怡*徐贵云*

目的根据情感气质自评问卷中文版，修订更适合青少年群体的情感气质自评问卷青少年中文版，并检验其信度及效度。 方法基于之前修订的情感气质自评问卷中文版每个条目的因子负荷，并考虑青少年期的心理发展特点、各个因子条目数量以及内容适应性等因素，最后形成60条目的情感气质自评问卷青少年中文版，对822名11～17岁青少年进行问卷调查，评估该问卷内部一致性信度、结构效度，并比较各因子的性别差异。结果抑郁气质、环性气质、情感旺盛气质、易激惹气质以及焦虑气质因子条目的Cranbach’sα系数分别为0.67、0.78、0.76、0.77及0.83。探索性因子分析显示焦虑气质、易激惹气质、情感旺盛气质因子可有效区分，而抑郁气质与环性气质的条目则混合在一起。女性在抑郁气质[(3.521±2.221)vs.(3.144±2.295)]、环性气质[(4.484±2.922)vs.(3.917±2.823)]、焦虑气质[(5.236±3.719)vs.(4.366±3.658)]因子的得分高于男性(P<0.05)，而男性情感旺盛气质因子得分则高于女性[(5.407±2.842)vs.(4.852±2.963)，P<0.01]。抑郁气质与环性气质因子得分呈正相关(r=0.625，P<0.001)，焦虑气质与易激惹气质因子得分呈正相关(r=0.628，P<0.001)。 结论情感气质自评问卷青少年中文版具有一定的内部一致性信度及结构效度，适用于中国青少年群体情感气质的测量。

情感气质青少年信度效度

Department of Affective Disorder, the Affiliated Brain Hospital of Guangzhou Medical University (Guangzhou Huiai Hospital),Guangzhou 510370, China. Tel: 020-81268189.

情感气质自评问卷(the Temperament Evaluation of Memphis, Pisa, Paris and San Diego-Auto questionnaire，TEMPS-A)由AKISKAL等于2005年编订[1]，用于评估情感障碍患者及正常人的情感气质特点。本课题组[2]及苑成梅等[3]分别修订了情感气质自评问卷中文完整版及短版，作为测量中国情感障碍患者及正常人群情感气质特点的工具。然而，这些版本主要用于成人评估，部分条目与成年经历、恋爱和性等有关，明显不适用于青少年。研究表明，抑郁气质、环性气质和易激惹气质与青少年自伤行为关系密切[4]。儿童青少年双相情感障碍(pediatric bipolar disorder)患者的情感气质可能存在一定特征，表现为频繁的情绪波动、敌对攻击倾向和慢性易激惹等[5]，提示儿童青少年情感气质异常可能与双相情感障碍关系密切。本研究将基于11～17岁普通中小学生群体，修订适合中国青少年的情感气质自评问卷，并检验其信效度，为临床评估提供工具。

1　对象与方法

1.1研究对象于2014年3～5月在广州城区中小学招募健康学生。入组标准：①年龄11～17岁；②中小学生；③能理解问卷含义。排除标准：①有精神病史；②患有重大疾病；③问卷填写不合格，即整张问卷单一选项作答，条目空缺达10%以上，或4对重复条目中有3对或以上作答不一致。共向900名青少年发放问卷，回收问卷891份，其中69份问卷不符合要求。最终共822名被试纳入分析，平均年龄(13.6±1.0)岁，男性423名，女性399名。所有被试均自愿参与，匿名填写问卷并签署知情同意书。本研究获得广州市脑科医院伦理委员会批准。

1.2研究方法本研究采取横断面调查设计。

1.2.1问卷修订根据前期研究中TEMPS-A中文版的因子分析结果[2]，分别选取5个因子中因子负荷大于0.3的条目，并平衡每个因子的条目数量，删去不适合青少年的条目，如第20项“我的性欲一直很低”，第83项“我的性欲经常极度强烈，到了异常难受的程度”等。最后在抑郁气质因子中选取11项条目，环性气质因子中选取11项条目，情感旺盛气质因子中选取11项条目，易激惹气质因子中选取11项条目，焦虑气质因子中选取16项条目，共60项条目构成情感气质自评问卷青少年中文版。为控制调查质量，在60项条目中选择4项(第22、47、70、89项)重复插入量表中，4对重复条目中有3对或以上应答不一致的被试数据需删除。对于纳入分析的数据，重复条目中不一致的以首次作答的答案计分。问卷作答选项为“是”(计1分)、“否”(计0分)。分别计算5个因子分数(各因子相应条目得分之和)，分数越高表明此类情感气质特点越明显。

1.2.2问卷调查于2014年3～5月在广州主要城区(包括荔湾区、越秀区、海珠区、天河区、白云区)采用整群随机抽样方法选择8所中学、2所小学，共10所学校。在8所中学的初中各年级及高一、二年级随机抽取17个班级，在2所小学的六年级随机抽取3个班级，合计20个班级。调查员在各学校教室里进行集中调查，统一发放问卷并使用统一指导语。每名被试完成问卷调查需约20 min。被试完成问卷后调查员现场回收并立刻检查，如有50%以上条目未完成的情况及时返回给被试让其完成。

1.3统计学方法使用SPSS 20.0进行统计分析。使用探索性因子分析对情感气质自评问卷青少年中文版进行结构效度分析，根据既往修订版本5个因子结构的经验，本研究也抽取5个固定因子。为与成人版问卷进行对比，本研究使用原有5种情感气质因子进行二阶因子分析，提取因子特征根大于1。使用Cranbach’sα系数评定原有各个因子的内部一致性信度。使用独立样本t检验比较不同性别青少年原有各因子得分。使用Pearson相关分析原有各因子间相关性，探索不同情感气质间的关系，当相关系数0.8<│r│≤1时说明变量间相关极强，0.6<│r│≤0.8为强相关，0.4<│r│≤0.6为中等相关，0.2<│r│≤0.4为弱相关[6]。检验水准α为0.05，双侧检验。

2　结果

2.1结构效度因子分析发现，5因子共解释33.51%的方差变异。见表1。因子1解释9.46%的方差变异，由14个焦虑(anxious，A)条目(A86，A87，A88，A89，A90，A91，A92，A94，A95，A100，A101，A105，A106，A110)及3个易激惹(irritable，I)条目(I68，I70，I81)组成，将其解释为焦虑气质因子；因子2解释7.47%的方差变异，由8个抑郁(depressive，D)条目(D7，D8，D9，D10，D11，D12，D13，D19)及9个环性(cy-clothymic，C)条目(C22，C23，C27，C28，C29，C30，C38，C39，C40)组成，将其解释为抑郁—环性气质因子；因子3解释6.18%的方差变异，由11个情感旺盛(hyperthymic，H)条目(H43，H45，H47，H48，H50，H51，H52，H54，H55，H58，H60)及1个焦虑条目(A103)组成，将其解释为情感旺盛气质因子；因子4解释5.70%的方差变异，由8个易激惹条目(I64，I67，I72，I73，I75，I76，I77，I79)组成，将其解释为易激惹气质因子；因子5解释4.70%的变异，由3个抑郁条目(D1，D2，D6)，2个环性条目(C33，C35)，及1个焦虑条目(A96)组成，将其解释为抑郁—环性—焦虑气质因子。

表1　情感气质自评问卷青少年版探索性因子分析结果

对原有的5个情感气质类型进行二阶因子分析，抽取出2个高阶因子，共解释74.98%的方差变异。抑郁气质、环性气质、易激惹气质及焦虑气质组成高阶因子1，解释53.99%的变异；而情感旺盛气质则单独形成高阶因子2，解释20.99%的变异。见表2。

2.2内部一致性信度问卷所有条目的Cranbach’sα系数为0.89。抑郁气质、环性气质、情感旺盛气质、易激惹气质及焦虑气质的Cranbach’sα系数分别为0.67、0.78、0.76、0.77及0.83。

2.3情感气质因子性别差异女性青少年抑郁气质(t=-2.394，P=0.017)、环性气质(t=-2.827，P=0.005)、焦虑气质(t=-3.377，P=0.001)的分数高于男性，而男性情感旺盛气质分数高于女性(t=2.739，P=0.006)，两者易激惹气质没有统计学差异(t=0.069，P=0.945)。见表3。

2.4各情感气质因子间相关关系抑郁气质因子分别与环性气质因子(r=0.625，P<0.001)、易激惹气质因子(r=0.481，P<0.001)和焦虑气质因子(r=0.534，P<0.001)呈正相关，而与情感旺盛气质呈负相关(r=-0.193，P<0.001)；环性气质因子还分别与易激惹气质因子(r=0.548，P<0.001)和焦虑气质因子(r=0.598，P<0.001)呈正相关；情感旺盛气质与环性气质、易激惹气质、焦虑气质间相关性无统计学意义(P>0.05)；焦虑气质与易激惹气质呈正相关(r=0.628，P<0.001)。

3　讨论

本研究是国内首次针对青少年群体进行情感气质自评问卷的修订。修订后的问卷在青少年中进行情感气质调查，结果表明，情感气质自评问卷青少年中文版具有一定的信效度，适合中国青少年情感气质的测量。探索性因子分析结果能有效地区分焦虑气质、易激惹气质及情感旺盛气质，而抑郁气质与环性气质则混合在一起。相关分析表明，抑郁气质、焦虑气质、环性气质及易激惹气质呈正相关，联系较为紧密，二阶因子分析也表明这4种情感气质因子共同形成一个高阶因子，而情感旺盛气质则单独作为一个高阶因子。女性在焦虑、抑郁及环性气质因子上的分数高于男性，而男性在情感旺盛气质因子上的分数高于女性，易激惹气质因子分数则无明显性别差异。

既往研究结果发现成年人的抑郁—焦虑气质常混合出现[7]，反映这两种情感气质联系较为紧密。本研究以青少年为对象，亦发现抑郁—环性气质关系密切，混合出现。有关研究表明，与成年人相比，青少年不论是面对积极情绪还是消极情绪，其杏仁核、腹侧纹状体等皮层下边缘系统的活动都更加强烈，而他们的前额叶皮质功能却尚未完善[8-9]。这可能导致青少年对情绪刺激的反应更加强烈，并且他们的情绪常常起伏不定，容易体验到较多负性情绪[8-10]。因此，抑郁和环性情感气质常常混合表现。而不同于成年人的抑郁—焦虑气质混合模式，青少年更多呈现抑郁—环性气质混合，这种群体间差异的原因有待进一步研究。青少年抑郁气质、环性气质、易激惹气质、焦虑气质及情感旺盛气质间的相关关系，与成年人各气质间相关关系较为一致[2]，二阶因子分析结果也与以往研究结果一致[2,11-12]。情感气质的性别差异现象与既往以成年人为研究对象的结果较为一致[7,13-14]，有研究认为，女性在许多国家地区中的传统社会角色和地位是形成这种差异的原因之一[7]。

表2　二阶因子分析结果

表3　不同性别青少年各情感气质因子分数±s)

1)与女性青少年比较，经独立样本t检验，P<0.05；2)与女性青少年比较，经独立样本t检验，P<0.01

本研究局限之一是信效度评价不够全面，没有评估问卷的平行效度、区分效度及重测信度、分半信度等，将来研究会进一步补充相关数据指标。此外，中国存在不同程度的地区文化差异，本研究对象仅来自广州地区，样本代表性具有一定局限，将来有必要探索本问卷能否广泛适用于中国其他地区。总而言之，情感气质自评问卷青少年中文版具有一定的内部一致性信度及结构效度，适用于青少年情感气质的测量。下一步研究将应用此量表探讨青少年情感气质与双相情感障碍发生发展的关系。

[1]MANIGLIO R, GUSCIGLIO F, LOFRESE V, et al. Biased processing of neutral facial expressions is associated with depressive symptoms and suicide ideation in individuals at risk for major depression due to affective temperaments [J]. Compr Psychiatry, 2014, 55(3): 518-525.

[2]LIN K, XU G, MIAO G, et al. Psychometric properties of the Chinese (Mandarin) TEMPS-A: a population study of 985 non-clinical subjects in China [J]. J Affect Disord, 2013, 147(1-3): 29-33.

[3]YUAN C, HUANG J, GAO K, et al. Validation of the Chinese Version of the Short TEMPS-A and its application in patients with mood disorders [J]. J Affect Disord, 2015, 170: 178-184.

[4]GUERREIRO DF, SAMPAIO D, RIHMER Z, et al. Affective temperaments and self-harm in adolescents: a cross-sectional study from a community sample [J]. J Affect Disord, 2013, 151(3): 891-898.

[5]DANIELYAN A, PATHAK S, KOWATCH RA, et al. Clinical characteristics of bipolar disorder in very young children [J]. J Affect Disord, 2007, 97(3): 51-59.

[6]BUDA A, JARYNOWSKI A. Life time of correlations and its applications [J]. Ciência & Saúde Coletiva, 2010, 16(2): 459-470.

[7]LEUNG C, MAK ADP, XIANG Y, et al. Psychometric properties of the Hong Kong Chinese (Cantonese) TEMPS-A in medical students [J]. J Affect Disord, 2015, 170: 23-29.

[8]GALVAN A, HARE TA, PARRA CE, et al. Earlier development of the accumbens relative to orbito- frontal codex might underlie risk-taking behavior in adolescents [J]. Neuroscience, 2006, 26(25): 6885-6892.

[9]HARE TA, TOAENHAM N, GALVAN A, et al. Biological substrates of emotional reactivity and regulation in adolescence during an emotional Go-Nogo task [J]. Biol Psychiatry, 2008, 63(10): 927-934.

[10]LARSON RW, MONETA G, RICHARDS MH, et al. Continuity, Stability, and change in daily emotional experience across adolescence [J]. Child Development, 2002, 73(4): 1151-1165.

[11]PRETI A, VELLANTE M, ZUCCA G, et al. The Italian version of the validated short TEMPS-A: the temperament evaluation of Memphis, Pisa, Paris and SanDiego [J]. J Affect Disord, 2010, 120(1-3): 207-212.

[12]WOODRUFF E, GENARO LT, LANDEIRA-FERNANDEZ J, et al. Validation of the Brazilian brief version of the temperament auto-questionnaire TEMPS-A: the brief TEMPS-Riode Janeiro [J]. J Affect Disord, 2011, 134(1-3): 65-76.

[13]VA′ZQUEZ GH, TONDO L, MAZZARINI L, et al. Affective temperaments in general population: a review and combined analysis from national studies [J]. J Affect Disord, 2012, 139(1): 18-22.

[14]POMPILI M, GIRARDI P, TATARELLI R, et al. TEMPS-A (Rome): psychometric validation of affective temperaments in clinically well subjects in mid- and south Italy [J]. J Affect Disord, 2008, 107(1-3): 63-75.

(责任编辑：肖雅妮)

Psychometric validation of the Chinese version of Temperament Evaluation of Memphis Pisa Paris and San Diego-Auto questionnaire (TEMPS-A) for adolescents.

LIN Kangguang, CHEN Lingyu, CHEN Kun, OUYANG Huiyi, XU Guiyun.

Objective Based on the Chinese full version of the Temperament Evaluation of Memphis Pisa Paris and San Diego-Auto questionnaire (TEMPS-A), we aimed to validated a short version of TEMPS-A for Chinese adolescents.MethodsTaking into account the item factor loading from our previously validated full version TEMPS-A, culturally-determined items, and sexual activity related items, we derived a 60-item Chinese TEMPS-A for adolescents. The internal consistency and structural validity of the Chinese TEMPS-A for adolescents was evaluated in 822 participants aged 11～17 years old.ResultsThe Cronbach’s alphas coefficients for depressive, cyclothymic, hyperthymic, irritable and anxious subscales were 0.67, 0.78, 0.76, 0.77 and 0.83, respectively. The anxious, irritable, hyperthymic factors were effectively distinguished by exploratory factor analysis, while the depressive and cyclothymic factors tended to correlate. The males scored significantly higher on the hyperthymic subscale than the females [(5.407±2.842)vs. (4.852±2.963),P<0.01]. The females scored significantly higher on the depressive [(3.521±2.221)vs. (3.144±2.295)], cyclothymic [(4.484±2.922)vs. (3.917±2.823)] and anxious [(5.236±3.719)vs. (4.366±3.658)] temperaments than the males (P<0.05). The scores of depressive subscale and cyclothymic temperaments subscale were significantly correlated (r=0.625,P<0.001), so did the scores of anxious subscale and irritable temperament subscale (r=0.628,P<0.001).ConclusionsThe Chinese Adolescent version of TEMPS-A is a reliable and valid instrument for investigating affective temperaments for adolescents.

Affective temperamentAdolescentReliabilityValidity

10.3969/j.issn.1002-0152.2016.06.007

☆国家自然科学基金面上项目(编号：81471375)

*广州医科大学附属脑科医院(广州市惠爱医院)情感障碍科(广州510370)

E-mail：xuguiyun2908@hotmail.com)

B841

A

2016-03-08)