围绝经期综合征相关因素的结构方程模型构建及评价

林镕庆，张升超，张庆英，韩 静，刘锐国，刘志喜

(1．汕头大学医学院，广东 汕头 515041；2．深圳市宝安区中心医院，广东 深圳 518102)

围绝经期是妇女自性成熟期步入老年期的生理过渡阶段，约75%的妇女会出现围绝经期综合征(perimenopausal syndrome，PMS)，表现为月经紊乱、情绪改变等[1]。PMS极大影响妇女的工作和生活[2]。PMS与内分泌紊乱有关，也与社会心理因素密切相关[3]。但目前主要关注PMS的负面心理，如情绪障碍会加重PMS[2]。在其他人群研究中发现社会支持可提高幸福感[4]，幸福感可改善情绪障碍[5-6]，但结果未能在围绝经期妇女中验证及阐明。幸福感可通过内分泌变化影响个体健康[7]，如较低的幸福感可增加患病风险因素[8-9]，但很少有研究从幸福感的角度评估社会心理因素对妇女PMS的影响[10]。是否存在主观幸福感能预测PMS的发生有待进一步研究。此外，影响PMS的相关因素较多，较难用单一指标来衡量；既往研究多采用多元回归模型，无法同时解释多变量的相互关系。而结构方程模型作为检验复杂的多变量因果关系模型的一套统计方法[11-12]，可弥补传统分析方法的局限并能直观展示各变量间关系，容许自变量和因变量存在测量误差[13]。因此，本研究拟采用改良Kupperman评分、领悟社会支持量表等对广东省社区围绝经期妇女进行调查，旨在构建结构方程模型评价社会支持、总体幸福感、情绪障碍等社会心理因素对PMS的路径及量化效果。从社会心理因素角度，为临床提供预测围绝经期妇女PMS严重程度的模型，辅助临床评估妇女PMS改善情况。

1 资料和方法

1.1 研究对象

本研究采用便利整群抽样方法于2018年9月—2020年1月在广东省深圳市和汕头市多个社区选取40～60岁仍有月经或是绝经12个月内的妇女。排除子宫或卵巢异常、怀孕或哺乳期、内分泌病史、精神病史、恶性疾病史等妇女。使用最大似然法估计结构方程模型分析时，样本最少需要200例[14]。根据样本数与观测变量数的比例为10∶1～15∶1计算[15]，本研究假设模型一共有14个观测变量，研究样本数为140～210例，样本量至少为210例。最终共收集343例样本。本研究经汕头大学医学院伦理委员会批准，所有研究对象均签署知情同意书。

1.2 研究假设

基于上述文献研究结果，提出以下假设。H1：社会支持正向预测总体幸福感，即社会支持越多，幸福感越强。H2：总体幸福感负向预测情绪障碍，即幸福感越弱，情绪障碍越严重。H3：总体幸福感负向预测PMS，即幸福感越弱，PMS症状越严重。H4：情绪障碍正向预测PMS，即情绪障碍越严重，PMS症状越严重。

1.3 调查内容与方法

采用一对一面访式问卷调查，调查人员均接受过统一培训。调查内容主要包括研究对象的人口学特征(年龄、婚姻、文化程度、收入)及4个量表评估。(1)医院焦虑抑郁量表(Hospital Anxiety and Depression Scale，HADS)：测试者自评过去1周的情绪体验来判断其焦虑和抑郁情况。该表分2个子量表：抑郁(HADS-D)和焦虑(HADS-A)，各7个条目。得分越高，其症状越严重[16]。0～7分，无症状；8～10分，轻度；11～15分，中度；≥16分，严重[17]。本研究中该量表的克朗巴哈系数为0.79。(2)领悟社会支持量表(Perceived Social Support Scale，PSSS)：测试者自评过去1个月内自我领悟社会支持程度。共12个条目，3个维度。得分越高，其社会支持程度越高。12～36分，低支持；37～60分，中间支持；61～84分，高支持[18]。本研究中该量表的克朗巴哈系数为0.91。(3)总体幸福感量表(General Well-being Schedule，GWB)：测试者自评过去1个月内对幸福的陈述，侧重于评估个体内在状态。共18个条目，6个维度。得分越高，其主观幸福感越强烈[16]。中文版由段建华引入并修订[18]。本研究中该量表的克朗巴哈系数为0.91。(4)改良Kupperman评分(modified Kupperman Index，MKI)：更适合筛查中国围绝经期妇女PMS严重程度[19]。共13个条目，3个维度。得分越高，其症状越严重。0～6分，无症状；7～15分，轻度；16～30分，中度；＞30分，重度[20]。本研究其克朗巴哈系数为0.77。

1.4 统计学分析

采用EpiData 3.1双录入。使用SPSS 24.0进行正态性检验、变量基本描述、相关分析、信度检验等。运用LISREL 8.8进行多元正态性检验、数据插补及模型验证。对服从正态分布的数据，使用最大期望算法插补数据集；采用Harman单因素检验共同方法偏差；采用验证性因子分析检验测量模型，再构建潜变量的饱和结构模型。根据t值及修正指数，综合实际意义对模型进行修正。采用协方差矩阵结构的极大似然法估计参数。模型拟合评估指标：卡方自由度比(χ2/df)＜3，模型有理想的适配度；比较拟合指数(comparative fit index，CFI)和非正规拟合指数(non-normed fit index，NNFI)＞0.90，模型拟合度理想；近似误差平方根(root mean square error of approximation，RMSEA)＜0.08和标准化残差均分根指数(standardized root mean square residual， SRMR)＜0.10，表示模型可接受。路径系数及效应大小以t＞1.96或P＜0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 研究对象基本情况

本研究共收集343例个案，完整个案为316例。343名妇女的平均年龄为(46.19±3.80)岁，已婚328名(95.63%)，高中以下文化水平216名(62.97%)，家庭人均月收入在4 000元以下129名(40.06%)。PMS患病率为64.74%(213/329)，主要表现为轻度PMS，MKI得分为(10.22±7.01)分。PSSS得分为(64.48±11.33)分，表明研究对象自觉处于高社会支持状态。HADS-A得分为(3.40±3.22)分，HADS-D得分为(3.74±3.46)分，表明研究对象无情绪障碍症状。GWB得分为(79.95±15.32)分，表明研究对象幸福感较高。

2.2 数据初步诊断

本研究缺失率最高的变量为MKI量表的疲乏(1.17%，4/343)，小于10%[13]。所有变量的偏度绝对值范围0.01～2.78；峰度绝对值范围0.74～8.98，分别小于3和10[21]，相对多元峰度值为1.15，小于3[22]。以上结果表明样本数据基本服从正态分布且符合插补要求，因此采用最大期望算法插补数据集。信度分析时发现GWB量表的第15题与其他题目均呈负相关，为防止变量正负值相互抵消[13]，取消第15题反向计分。结果发现，GWB量表各维度相关矩阵的相关系数在0.24～0.69(P＜0.001)，这并没有给出项目排除的有力理由。因此，后续数据分析均以GWB量表第15题正向计分为准。由于GWB和MKI量表采用不同的量尺，在验证性因子分析前将这2个量表的数据进行标准化[23]。

2.3 共同方法偏差

本研究采用的量表多为主观自评，但这些量表均为不同的Likert等级数，从程序控制上减少了共同方法偏差。在此基础上，采用Harman单因素检验：将观测变量负荷在所属潜变量上进行验证性因子分析，得出模型拟合良好；再将所有观察变量只负荷在一个因子上，得出模型拟合较差，且Δχ2=387.51，Δdf=6，两者比较差异有统计学意义(P＜0.001)，说明本研究数据共同方法偏差不明显(表 1)。

表1 各模型拟合指数比较

2.4 测量模型检验

根据结构方程模型建模要求，对测量模型进行检验。测量模型共有14个观测变量和4个潜变量，其中HADS量表的2个维度得分构成内因潜变量“情绪障碍”；MKI量表的3个维度得分构成内因潜变量“PMS”；GWB量表的6个维度得分构成内因潜变量“总体幸福感”；PSSS量表的3个维度得分构成外因潜变量“社会支持”。初始模型拟合较好，但MKI量表的“泌尿生殖症状”标准化负荷值为0.20(＜0.50)。删除该变量后，得到的修正模型拟合理想，且标准化负荷在0.52～0.89之间，接受修正模型(表1)。各变量的相关系数见表2。

表2 测量模型变量相关系数 (n=343)

2.5 结构方程模型构建及评价

基于测量模型结果，进一步验证研究假设，发现假设模型虽拟合程度良好，但“情绪障碍→PMS”路径t值为1.94(＜1.96)。故删除该路径，修正后的模型拟合指标良好。提示该模型与原始数据拟合程度较高。模型拟合指数的比较结果见表1，最终修正模型结果见图1。最终结构方程模型的效应结果见表3。

表3 结构方程模型各潜变量之间效应的标准化结果

图1 社会心理因素对围绝经期综合征的影响路径及量化值

3 讨论

本研究利用结构方程模型成功构建PMS相关的社会心理因素模型，其模型拟合程度良好。结果显示，总体幸福感可负向预测PMS，并介导社会支持与PMS的关系，该模型可用于临床医务工作者从社会心理因素角度预测妇女PMS情况，辅助临床医师评估妇女PMS改善情况。另外本研究首次在围绝经期妇女中发现中文版GWB第15题与原量表的计分规则相反。但其均值(8.54±2.08)与国外研究[24]结果相似。出现这种结果可能是文化差异导致理解发生偏差[25]。

结构方程模型路径结果显示，围绝经期妇女的总体幸福感负向预测PMS和情绪障碍，社会支持正向预测总体幸福感，这与既往研究[4-6，26]结果一致。研究还发现社会支持是通过总体幸福感分别负向预测PMS和情绪障碍，进一步验证社会支持有助于提高个体幸福感水平[27]，而较强的幸福感维持个体保持良好情绪体验[18]，尤其是对围绝经期妇女的心理困扰起到重要保护作用[28]。这提示医护人员在诊疗过程中应多关注围绝经妇女的社会心理因素，以便更有效地缓解PMS。妇女在围绝经期阶段易发生情绪波动，影响其社会关系，尤其是家庭和谐[29]。因此建议社会，特别是家庭应给予妇女多一些关爱，以提升妇女的社交网络质量，增强幸福感体验。本研究未能验证情绪障碍与PMS的关系。

结构方程模型效应结果显示，总体幸福感对PMS的效应最大且最直接，其次是社会支持通过总体幸福感间接对PMS产生作用。提示相比社会支持，总体幸福感对改善PMS更能起到关键作用，但仍不能忽略社会支持对PMS的影响。此外，PMS心理症状比躯体症状标化负荷更高，即社会支持、总体幸福感预测PMS心理症状能力更强。可能是社会支持和总体幸福感均强调个体的主观感受，因此对心理症状影响更强。这为绝经过渡期的幸福感主要与心理因素有关这一结论[30]提供强有力的证据，填补了中国围绝经期妇女这方面研究的空白。

本研究局限性：情绪障碍与PMS的路径关系未被验证，建议未来探讨两者是否存在中介变量。尽管本结构方程模型检验因果模型有实证意义，但受限于横断面研究，将来还需通过队列研究，采用时间序列结构方程模型进一步验证变量之间的因果关系。但这不影响该模型为临床改善围绝经期妇女PMS提供新的思路。