一般心理健康问卷在医务人员中的信效度评价研究

钟小钢 ，刘艺昀 ，蒲俊材 ，桂思雯 ，田露 2，，周维 2，，王海洋 2，，李鹏飞 2，，谢鹏 2，，5*

本研究价值:

（1）本研究发现一般心理健康问卷评价医务人员心理健康的信效度良好，可以将其用于评估医务人员的心理健康状况，这为其用于评估医务人员的心理健康状况提供了参考依据。（2）本研究的样本量庞大，调查区域广阔，且综合应用了探索性因子分析和验证性因子分析，保证了结果的稳定性。

心理健康问题广泛存在于我国医务人员中。如徐燕等［1］发现上海市3 276名医务人员的心理健康状况阳性检出率为56.4%。杨爽［2］发现山东省2 903名县级公立医院卫生技术人员的心理健康状况阳性检出率为33.2%，因此关于医务人员心理健康的调查已成为重要的研究内容。随着我国经济高速发展，公众对自身健康提出了更高的要求，社会人口老龄化程度加深，神经疾病患者数量急剧上升，这无疑增加了我国神经内科医师团队的工作负荷、工作压力［3］。了解我国神经内科医师的心理健康状况现状成了迫切需要。

目前关于心理健康的测评量表众多，由英国学者GOLDBERG 等［4］提出的一般心理健康问卷（General Health Questionnaire-12，GHQ-12）因其简洁性、易操作性，已成为筛查人群心理健康的重要工具之一。前期研究发现，GHQ-12在澳大利亚等国家证实有良好的信效度［5-7］，李艺敏等［8］和YE［9］也发现此量表在我国大学生群体中的适用性良好。但在医务人员中，该量表的信效度尚未明确。本研究旨在对GHQ-12进行信效度评价，为医务人员心理健康状况的筛查提供有效的工具支持。

1 对象与方法

1.1 研究对象 本研究资料来源于中国医师协会神经内科医师分会2014年9月—2015年3月开展的中国医师协会神经内科医师分会第一次全国神经内科医师执业状况调查［10］。本调查由中国医师协会、中国医师协会神经内科医师分会作为总协调和总负责，以我国设置有神经内科医院为基础，采用整群抽样方法，以邮件或邮寄发放问卷形式进行（先联系各科室主任，由各科室主任分配调研问卷至本科室医师），共收集到来自我国30个省市，625家医院的问卷，其中三级医院479家，二级医院130家，其他医院16家。

1.2 研究工具 问卷包含2部分内容：（1）医师基本信息（包括性别、年龄、学历、职称、月收入、平均每周工作时间、平均每月夜班次数、情感状态和是否有子女）；（2）GHQ-12，本研究采用英国学者GOLDBERG等［4］提出的GHQ-12。该量表通过12项自我评估结果反映受访者的心理健康状况，共包含12个问题，每个问题包含A、B、C、D 4个选项，采用双峰评分法（0-0-1-1），具体为选择A或B，赋值为0分，选择C或D，则赋值为1分，12个问题累计得分≥4分则认为心理健康状况检出阳性［11］。

1.3 质量控制 首先，课题组成员对问卷进行统一编码，然后两人背对背地录入相同问卷，比较两人的录入结果，如有任何不一致地方，由第三人查看原始问卷并核对，确保数据的正确性。然后，对所有问卷进行了有效性评估。对于全文皆为同一答案或缺失率超过30%的问卷，界定为无效问卷；同时，对同一家医院的问卷进行了核查，如果连续2份及以上问卷全文答案相同，只纳入一份问卷，其他相同问卷界定为无效问卷。

1.4 统计学方法 采用Excel 2013录入调研数据并核对，采用SPSS 21.0、AMOS 21.0软件进行统计学分析。计量资料以（±s）表示，计数资料以频数和百分比表示。通过Cronbach′s α系数、Spearman-Brown系数评估量表信度，系数＞0.700为信度较好［12］。采用Spearman秩相关系数评估量表的内容效度，系数均＞0.400为效度良好［13］。采用探索性因子分析、验证性因子分析评估量表的结构效度，各条目在相应维度的因子负荷推荐值＞0.400［14］；卡方自由度比值（χ2/df）推荐值≤5，但在样本量大于200时，可不考虑［15-16］；规范拟合指数（NFI）、比较拟合指数（CFI）、增值拟合指数（IFI）、拟合优度指数（GFI）、非规范拟合指数（TLI）等推荐值＞0.900；近似误差均方根（RMSEA）推荐值≤ 0.080［15，17］。以P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 问卷回收及人口学特征 本次调查共计发出10 065份问卷，回收6 111份，纳入有效问卷5 414份。5 414例调查对象中，男2 462例（45.5%），女2 921例（54.0%），缺失31例（0.5%）；年龄20～35岁2 041例（37.7%），36～50岁2 798例（51.7%），＞50岁529例（9.8%），缺失46例（0.8%）；学历：博士899例（16.6%），硕士2 326例（43.0%），本科及以下2 167例（40.0%），缺失22例（0.4%）；职称：初级1 667例（30.8%），中级1 836例（33.9%），高级1 856例（34.3%），缺失55例（1.0%）；月收入：＜4 000元 1 639例（30.3%），4 000～8 000 元 2 644 例（48.8%），＞8 000 元 1 110 例（20.5%），缺失21例（0.4%）；平均每周工作时间：＜45 h 1 111例（20.5%），45～55 h 1 978 例（36.5%），＞55 h 2 276 例（42.0%），缺失49例（1.0%）；平均每月夜班次数：＜4次1 497例（27.6%），4～8次3 369例（62.2%），＞8次490例（9.0%），缺失58例（0.2%）；情感状态：已婚4 412例（81.5%），其他978例（18.1%），缺失24例（0.5%）；是否有子女：有3 665例（67.7%），无1 696例（31.3%），缺失53例（1.0%）。

2.2 GHQ-12一般情况 我国神经内科医师心理健康状况阳性检出率为37.8%（2 048/5 414），高于我国成年人的心理健康阳性检出率23.8%［18］。GHQ-12总分的四分位数为2（0，5）分，低于阳性检出率阈值4。条目2、9、10回答“1”的比例均超过了参与回答人数的1/3，说明神经内科医师心理健康状况阳性大多数是因为感到压力、不能享受日常生活、不高兴或抑郁而引起，见表1。

表1 GHQ-12条目回答人数及回答率〔n（%），N=5 414〕Table 1 Number of respondents and response rate of GHQ-12 items

2.3 信度分析 GHQ-12 的 Cronbach′s α 系数为 0.887，去除每项后，Cronbach′s α 系数为 0.873～0.882，均低于整体量表的0.887（见表2），且达到信度0.700以上的标准，说明各个条目均是必须且同等重要。量表的折半信度Spearman-Brown系数为0.845，说明本量表的信度良好。

2.4 效度分析

2.4.1 内容效度 Spearman秩相关分析结果显示，各个条目得分与总分的相关系数为0.499～0.727（P＜0.05），大于判定标准0.400（见表2）。说明本量表的内容效度良好。

2.4.2 探索性因子分析 将所有样本以2∶1［19］随机分为探索性因子分析（n=3 609）和验证性因子分析（n=1 805）。对量表的12个条目进行KMO和巴特利特球形度检验，KMO系数为 0.925，χ2=16 597.179，df=66，P＜0.001，说明适合进行因子分析。采用最大方差法进行主成分分析，共提取出2个公因子，特征值均大于1，见图1。公因子1包含6个条目，分别是条目1、2、3、8、9、10；公因子2包含6个条目，分别是条目4、5、6、7、11、12，条目的因子载荷为0.602～0.787，均大于推荐值0.400。公因子1的方差贡献率为45.171%，公因子2的方差贡献率为9.790%，2个因子的累积方差贡献率为54.961%，达到50%以上的认可标准［13，17］（见表3）。

表2 GHQ-12信度及相关性分析Table 2 Reliability and correlations between items and for overall GHQ-12 scale

图1 GHQ-12探索性因子分析碎石图Figure 1 The screen plot of GHQ-12 with exploratory factor analysis

表3 GHQ-12探索性因子分析Table 3 Exploratory factor analysis for GHQ-12

2.4.3 验证性因子分析 AMOS 21.0对GHQ-12分析结果显示，原始模型的 χ2/df值为 11.410，RMSEA=0.076＜0.080，NFI=0.927，CFI=0.933，IFI=0.933，GFI=0.944，TLI=0.917，均＞0.900。AMOS路径各条目在指定因素上的载荷在0.570～0.760，均大于推荐值0.400，均在可接受范围内（见图2）。

图2 GHQ-12验证性因子分析结构方程模型Figure 2 Structural equation model of GHQ-12 with confirmatory factor analysis

3 讨论

医疗行业是一个高负荷、高压力、高职业倦怠的行业，为了解我国医务人员的心理健康状况，本研究对GHQ-12筛查我国神经内科医师的心理健康状况的信度和效度进行考核，为进一步研究我国医务人员的心理健康状况提供科学依据。

本研究是GHQ-12首次在医务人群中大规模使用。通过对5 414份有效问卷信度分析显示，其Cronbach′s α系数为0.887，当去除每项后，量表的Cronbach′s α系数为0.873～0.882，均＞0.700，量表的折半信度Spearman-Brown系数为0.845，说明GHQ-12的内部一致性及分半信度高，与前期在不同地区不同人群中的研究结果相似［7-8］，表明GHQ-12用于筛查我国医务人员的心理健康状况具有较好的信度。

在本研究中，内容效度分析显示每个条目与总分的相关性较高（0.499～0.727），说明量表的内容效度较好。探索性因子分析从GHQ-12中共提取两个公因子，因子载荷较高，为 0.602～0.787。公因子1包含条目1、2、3、8、9、10；公因子2包含条目4、5、6、7、11、12。本研究得到的2个公因子区别于GRAETZ［5］和CAMPBELL等［6］对澳大利亚青年研究提出的社交障碍、焦虑和抑郁、缺乏信心三个维度，与ANDRICH等［20］提出的二维度模型一致，但与其表述的积极和消极内容存在差异，这可能是由于区域不同和研究人群不同造成的。本研究结果显示，两个公因子对GHQ-12量表总变异解释率为54.961%，高于LIANG等［21］将GHQ-12用于筛查我国公务员心理健康的研究结果（50.22%），略高于LI等［22］将GHQ-12用于筛查我国青少年心理健康的研究结果（53.27%），进一步验证性因子分析结果显示，原始模型的RMSEA＜推荐值0.080，拟合度指数NFI、IFI、TLI、GFI等均＞推荐值0.90，各个拟合指标均提示模型的整体拟合效果较好。说明此两因子结构量表能够最大限度上诠释我国医务人员的心理健康状况，具有良好的结构效度。

本研究的不足之处在于：首先，因为是电子问卷等原因，因此本文的问卷回收率偏低；其次，由于本研究的样本量较大，所跨区域广，实施问卷重测难度大，因此缺乏重测信度分析；最后，本研究未设置测量心理健康状况与之对应的金标准，因此缺乏效标效度分析。

综上所述，GHQ-12在医务人员中具有良好的信度和效度，能够可靠的筛查医务人员的心理健康状况，适用于我国医务人员群体，今后可以用做筛查医务人员心理健康状况的工具。

作者贡献：钟小钢、刘艺昀进行文章的构思与设计，撰写论文；刘艺昀、蒲俊材进行研究的实施与可行性分析，论文的修订；刘艺昀、蒲俊材、王海洋进行数据收集；田露、周维、李鹏飞进行数据整理；钟小钢、桂思雯进行统计学处理；钟小钢、刘艺昀、桂思雯进行结果的分析与解释；谢鹏负责文章的质量控制及审校，对文章整体负责，监督管理。

本文无利益冲突。