中文版加州药物治疗同盟量表患者版的信效度研究*

袁丽娜 罗 溪 李东菊 詹清和 邵 阳

现代医学的一个新趋势是关注医患关系和健康交流对治疗结果的重要作用。作为一个非常具体且全面的关系概念，治疗同盟一直是大量理论和实证研究的重点。治疗同盟(Therapeutic Alliance)，也被称为帮助同盟(Helping Alliance)或者工作同盟(Working Alliance)，其特征在于医疗服务提供者与患者之间就治疗目标达成协议，就从事的任务和治疗方法达成共识的程度，以及双方之间的信任和喜欢的程度[1]。

治疗同盟是心理治疗结果的一致预测因子[2]，一项对295项研究(发表于1978～2017年之间)中3万多例接受面对面治疗的患者的Meta分析显示，同盟评级与治疗结果之间弱相关(r=0.278，P<0.000 1)[3]。当治疗方案更加结构化并且患者表明与治疗师在目标和任务上高度一致时，治疗同盟的效果会增强[2]。在患者与治疗师建立牢固的患者评价同盟的情况下，更多的治疗会带来更好的总症状，而在负面同盟的情况下，更多的治疗会导致症状恶化[4]。因此，有必要关注患者的治疗过程，适时准确地评估患者对治疗同盟的看法，以便同步进行治疗调整。

虽然相当多的研究探讨了治疗同盟在一般成人心理治疗中的作用，但很少关注其与治疗精神分裂症等严重精神疾病的相关性。精神科治疗领域中，大多数慢性精神疾病通常会导致无限期需要心理和药物治疗。似乎不太明显的是，在药物治疗过程中，除了医护人员和患者之间的关系外，联合用药还能预测治疗的效果。有文献表明，药物治疗中同盟与疗效之间也可能存在关系[5]。事实上，药物治疗的某些假设本身就可以被视为强有力的心理治疗干预[6]。药物治疗的躯体效应，如对睡眠的直接作用，可使患者把强烈的精神痛苦重新描述为一种化学上的失调，而不是生活环境所造成的难以忍受的负担。因此，药物治疗很有可能与其他心理疗法有相同的过程机制。尝试从治疗同盟的角度理解药物治疗，将患者对药物的态度与对治疗的看法结合起来预测治疗效果具有重要意义。

药物治疗是精神障碍患者临床治疗中非常重要的一部分，目前华语地区已经有研究者在精神科治疗关系的研究中使用源于心理治疗的工作同盟量表[7]，然而还没有专门针对以药物治疗为主要关系的量表，故本研究引进并修订加州药物治疗同盟量表患者版(California Pharmacotherapy Alliance Scale-Patient Version，CALPAS-P)[6]，并分析中文版问卷的信效度资料，明确该量表在评估国内精神障碍患者及其医师的药物治疗同盟中的适用性，为今后的科学研究和临床使用提供更具有针对性的评估参考工具。

1 对象与方法

1.1 对象 研究采用方便取样的方法，于2016年12月～2017年8月，对上海市精神卫生中心封闭病房中年满18岁的住院患者进行测量。排除严重躯体疾病、痴呆、阅读障碍及精神发育迟滞以致不能理解或完成问卷的患者。本研究获得上海市精神卫生中心伦理委员会批准，所有参与对象均获得本人与监护人的书面知情同意。

1.2 方法

1.2.1 评估工具

1.2.1.1 加州药物治疗同盟量表患者版中文修订版(California Pharmacotherapy Alliance Scale Patient Version-Chinese Revised Form，CALPAS-PC) CALPAS-P可以测得患者对治疗同盟的主观感知，涵盖了治疗同盟的各个方面，例如患者在治疗中的能力，患者对治疗直至完成的承诺，医患双方就治疗目标和策略达成的协议以及治疗师的理解和参与。量表共包括24个条目，每个项目的评分为5分制，范围从0分(一点也不)到4分(完全如此)，总分越高越预示更加良性的工作同盟。有关该量表的研究[6]表明，CALPAS-P具有足够的内部一致性(Cronbach’s α=0.83)，在药物治疗的第2个和第8个疗程中收集数据，重测信度为0.52。在取得问卷作者Louise Gaston授权同意后，由两名母语为中文的心理学研究生共同将英文版CALPAS-P翻译成中文版，然后交由专家对中文稿审查修订，之后中文翻译版本由没有接触过英文原版的中英双语心理学家回译成英文版本, 然后将两份英文版的量表逐个条目比对，在与作者就翻译过程中的细微差异达成共识后,在中文版本中进行处理和修正, 使问卷各条目简明、准确且贴合国内特点。中文修订版即CALPAS-PC在与原作者多次讨论后定稿。

1.2.1.2 工作同盟量表简版患者版(Working Alliance Inventory-Short Form Client Version, WAI-SC) WAI-S[8]是依据Bordin对工作同盟的定义编制的，是目前评估工作同盟最常用的工具之一。量表共12个项目，是在原有36个项目的WAI基础上经验证性因子分析编制，涉及目标、任务、情感联结3个维度，是一个从1分(从来没有)到7分(总是)的七级自报告量表，总分越高表示同盟越好。在课题组前期研究(尚未发表)中，WAI-SC的内部一致性系数为0.90,重测信度为0.86。

1.2.2 施测过程 本研究主试为两名心理学硕士研究生，能熟练掌握量表的内容及指导语。被试在指导语下完成问卷。在已完成的患者被试中随机抽取30例在填写问卷1周后进行重测以评估重测信度。

1.2.3 统计学方法 采用SPSS 22.0对数据进行统计学描述、项目分析、信度分析、探索性因素分析等；采用AMOS 24.0对数据进行验证性因素分析。以α=0.05作为检验标准,P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 样本的人口学特征 在参与调查的350例患者中，回收问卷331份，剔除未完整作答的问卷后，最终得到有效数据313份。其中男164例(52.4%)，女149例(47.6%)；年龄18～73岁，平均(34.50±12.26)岁；首次发病年龄5～64岁，平均(26.17±9.97)岁；受教育程度初中及以下50例(16.0%)，高中93例(29.7%)，大学152例(48.6%)，研究生及以上18例(5.8%)；首次入院患者135例(43.1%)，入院2次及以上的患者178例(56.9%)；根据国际疾病分类第10版(ICD-10)疾病编码，被试中有163例(52.1%)诊断为精神分裂症、分裂型和妄想性精神障碍(F20-F29)，131例(41.9%)诊断为情感性精神障碍(心境障碍)(F30-F39)，19例(6.1%)诊断为精神科疾病待定或神经症性、应激性和躯体形式障碍等其他精神和行为障碍(F40-F99)。

2.2 CALPAS-PC项目分析结果 项目的描述统计结果显示，量表的各条目的平均得分为1.412～3.489分(0～4计分)。CALPAS-PC总分为(60.522±15.133)分，患者参与度分量表评分为(14.962±5.338)分，患者工作能力分量表评分为(13.224±3.575)分，医师的理解和投入分量表评分为(16.981±4.656)分，双方对目标和治疗策略一致性分量表评分为(15.356±4.909)分。对CALPAS-PC的各条目与分量表维度分和总分之间进行相关分析。结果显示，除条目6、条目14外其余各条目与维度分均有相关性(P<0.01)，且各条目与总分的相关系数均>0.3(P<0.01)。将CALPAS-PC总分排序，选出得分前27%的作为高分组，后27%的作为低分组，对两组的各条目均值进行独立样本t检验。结果除条目6、条目14外，各条目的均值比较差异均有统计学意义(P<0.01)。考虑到量表结构的完整性，暂不删除条目6和条目14。具体分析结果见表1。

表1 CALPAS-PC项目分析结果(n=313)

2.3 信度分析 一致性检验结果显示，CALPAS-PC总量表的Cronbach’s α系数为0.865，各维度α系数分别如下：患者参与度α=0.741，患者工作能力α=0.262，医师的理解和投入α=0.721，双方对目标和治疗策略一致性α=0.715。因量表总条目数24为偶数，将量表按照前后各12个条目对半分，得到Guttman分半信度系数为0.860。1周之后在首次施测的样本中随机选取30例样本进行CALPAS-PC的重测，以检验量表的稳定性，总量表的重测信度系数为0.640。

2.4 效度分析

2.4.1 结构效度 根据入组时间，将2017年6月30日前入组的201例被试作为样本一，进行探索性因素分析，2017年7月1日后入组的112例被试作为样本二，进行验证性因素分析。首先，对样本一数据进行因素分析的可行性检验，结果KMO=0.870，Bartlett球形检验的χ2=2137.097(df=276，P<0.001)，说明数据适合做探索性因素分析。然后，利用主成分分析法抽取共同因素，对于初始负荷采用最大方差法旋转矩阵，使得每个因素的负荷差异化。旋转后有4个因子特征根大于1，这与原量表因子数目一致，累积解释变异量达56.954%。对结构矩阵中的新4因子条目与原4因子条目进行比对，发现二者明显不同。新4因子模型中，因子1包括条目1、2、3、5、10、11、13、15、17、19、22和24；因子2包括条目9、12、16、18、20、21和23；因子3包括条目4、7和8；因子4包括条目6和14。各条目的共同度均大于0.4，因子载荷均大于0.5，说明旋转后的4因子模型较稳定，可以进行下一步的验证性因素分析。具体结果见表2。

表2 CALPAS-PC探索性因素分析结果(n=201)

使用样本二检验先验因子模型与数据是否吻合，考虑到模型的可解释性，默认各项目之间的误差相关为零。分别对原4因子模型和新4因子模型进行验证性因素分析，结果见表3、图1、图2。原4因子模型，除条目6外，所有因子载荷的P值均<0.01，新4因子模型的所有因子载荷的P值均<0.001，说明潜在变量对测量变量的解释都是有意义的。表3中，新4因子模型拟合优度并未明显优于原4因子模型，达到最佳拟合。新模型的因子4最后保留的条目只有2项，且这两项在项目分析中结果并不理想，同时考虑到原作者在编制加州药物治疗同盟患者版和医师版时提到的条目及维度彼此对应的关系，本研究后续分析仍尊重原作者意见，保留原4因子结构。

表3 CALPAS-PC验证性因素分析拟合指数(n=112)

图1 原4因子模型标准化路径系数图

图2 新4因子模型标准化路径系数图

2.4.2 效标效度 CALPAS-PC总分及各因子分与WAI-SC总分及各因子分均呈正相关(P<0.01)。见表4。

表4 CALPAS-PC效标相关性分析(n=313)

3 讨论

本研究首次在国内引进CALPAS-P，针对精神科住院患者进行中文修订版的信效度检验。研究表明，药物治疗同盟在中国是一个可衡量的概念。项目分析的描述性统计数据，依据平均数越接近中间值越好，标准差越大越好的判断标准，可以初步判断各条目质量良好。除条目6“当医师评价药物治疗的一方面时，你会想到其他相关的事吗？”和条目14“当医师评价药物治疗或疾病的一方面时，你会想到其他相关的方面吗？”的质量欠佳，项目-总分相关和极端组平均数差异检验均具有统计学意义，说明CALPAS-PC总体鉴别度良好。

信度分析方面，CALPAS-PC总量表的Cronbach’s α系数、Guttman分半信度系数均高于0.8，说明量表的内部一致性较好。1周重测信度为0.64，说明量表相对稳定。4个分量表中3个Cronbach’s α系数均高于0.7，但患者工作能力分量表的Cronbach’s α系数低于0.3，而该分量表中包含条目6和条目14。从内容上看，这两个条目本意是想测查患者对于药物治疗的积极思考，如果患者在遵医嘱治疗的同时还能独立思考其他可能影响治疗的因素，说明患者本身的功能较好，更有可能建立良好的药物治疗同盟。实则不然，当患者想的多了，顾虑也会变多，反倒可能会导致对于治疗的怀疑，降低依从性。从文化角度考虑，目前对药物治疗同盟的评估反映了西方的价值观和经验，患者的开放性和投入被视为良好协作关系的重要组成部分。值得一提的是，西方的个人主义价值观假定了治疗成功患者的主动性，而集体主义倾向文化背景下的患者可能会重视寻求长辈的建议，在治疗中更加被动。因此，西方对积极治疗同盟的定义所固有的开放性和互动性在我国文化中可能没有同等的分量。

效度分析分为两个方面，一是结构效度，二是效标效度。探索性因素分析发现CALPAS-PC呈现了与英文原版完全不同的结构，对新4因子模型和原4因子模型分别进行验证性因素分析，二者的拟合指标相差不大，均没有达到良好的程度。进一步分析发现，新4因子模型的因子1中包含的题目全部为正向计分题目，主要反映患者对“目标和任务”的看法，与WAI-SC的结构相似[8]；因子2、3、4中全部为反向计分题目，因子2主要反映患者“对医师的满意度”，因子3主要反映患者在治疗中感受到的“压力”，因子4反映了患者在治疗中的“主动性”。现有的大多数量表倾向于过分强调一致性和协作，忽视了治疗过程中关于分歧和紧张的关键信息[9]，因子3的存在提示有必要增加这方面的评估，避免出现表面和谐的“假同盟”。本研究的效标效度良好，CALPAS-PC总分及原4因子分与WAI-SC总分及各因子分均有相关性，说明药物治疗同盟与心理治疗同盟关系密切。

在研究的推广性方面，本研究还存在一定的局限。第一，样本诊断具有混合性，疾病的不同症状会影响药物治疗同盟的建立；第二，忽视了同盟的动态性，患者作答时是否处于病情刚发作后的恢复期、或者即将发作的潜伏状态等不同治疗阶段也会影响同盟建立的质量；第三，没有考虑多次用药失败，治疗耐药的患者对研究带来的偏差；第四，没有对药物的使用方式加以区分，一项抗精神病药物的随机对照试验发现，接受长效注射药物治疗的患者在两年多的时间里，对精神科医生的满意度显著下降，而接受口服药物治疗的患者则没有下降[10]。

综上，CALPAS-PC的总量表信效度基本达到了心理测量学的要求，但是个别条目可能会引起精神障碍患者的理解偏差，导致对应的维度内部一致性偏低。因此，有必要在我国文化背景下，进一步探索药物治疗同盟的影响因素，进一步做好文化调适，完善量表的结构后方可投入临床使用。