圍絕經期綜合征相關因素的結構方程模型構建及評價

林镕慶，張升超，張慶英，韓 靜，劉銳國，劉志喜

(1．汕頭大學醫學院，廣東 汕頭 515041；2．深圳市寶安區中心醫院，廣東 深圳 518102)

圍絕經期是婦女自性成熟期步入老年期的生理過渡階段，約75%的婦女會出現圍絕經期綜合征(perimenopausal syndrome，PMS)，表現為月經紊亂、情緒改變等[1]。PMS極大影響婦女的工作和生活[2]。PMS與內分泌紊亂有關，也與社會心理因素密切相關[3]。但目前主要關注PMS的負面心理，如情緒障礙會加重PMS[2]。在其他人群研究中發現社會支持可提高幸福感[4]，幸福感可改善情緒障礙[5-6]，但結果未能在圍絕經期婦女中驗證及闡明。幸福感可通過內分泌變化影響個體健康[7]，如較低的幸福感可增加患病風險因素[8-9]，但很少有研究從幸福感的角度評估社會心理因素對婦女PMS的影響[10]。是否存在主觀幸福感能預測PMS的發生有待進一步研究。此外，影響PMS的相關因素較多，較難用單一指標來衡量；既往研究多采用多元回歸模型，無法同時解釋多變量的相互關系。而結構方程模型作為檢驗復雜的多變量因果關系模型的一套統計方法[11-12]，可彌補傳統分析方法的局限并能直觀展示各變量間關系，容許自變量和因變量存在測量誤差[13]。因此，本研究擬采用改良Kupperman評分、領悟社會支持量表等對廣東省社區圍絕經期婦女進行調查，旨在構建結構方程模型評價社會支持、總體幸福感、情緒障礙等社會心理因素對PMS的路徑及量化效果。從社會心理因素角度，為臨床提供預測圍絕經期婦女PMS嚴重程度的模型，輔助臨床評估婦女PMS改善情況。

1 資料和方法

1.1 研究對象

本研究采用便利整群抽樣方法于2018年9月—2020年1月在廣東省深圳市和汕頭市多個社區選取40～60歲仍有月經或是絕經12個月內的婦女。排除子宮或卵巢異常、懷孕或哺乳期、內分泌病史、精神病史、惡性疾病史等婦女。使用最大似然法估計結構方程模型分析時，樣本最少需要200例[14]。根據樣本數與觀測變量數的比例為10∶1～15∶1計算[15]，本研究假設模型一共有14個觀測變量，研究樣本數為140～210例，樣本量至少為210例。最終共收集343例樣本。本研究經汕頭大學醫學院倫理委員會批準，所有研究對象均簽署知情同意書。

1.2 研究假設

基于上述文獻研究結果，提出以下假設。H1：社會支持正向預測總體幸福感，即社會支持越多，幸福感越強。H2：總體幸福感負向預測情緒障礙，即幸福感越弱，情緒障礙越嚴重。H3：總體幸福感負向預測PMS，即幸福感越弱，PMS癥狀越嚴重。H4：情緒障礙正向預測PMS，即情緒障礙越嚴重，PMS癥狀越嚴重。

1.3 調查內容與方法

采用一對一面訪式問卷調查，調查人員均接受過統一培訓。調查內容主要包括研究對象的人口學特征(年齡、婚姻、文化程度、收入)及4個量表評估。(1)醫院焦慮抑郁量表(Hospital Anxiety and Depression Scale，HADS)：測試者自評過去1周的情緒體驗來判斷其焦慮和抑郁情況。該表分2個子量表：抑郁(HADS-D)和焦慮(HADS-A)，各7個條目。得分越高，其癥狀越嚴重[16]。0～7分，無癥狀；8～10分，輕度；11～15分，中度；≥16分，嚴重[17]。本研究中該量表的克朗巴哈系數為0.79。(2)領悟社會支持量表(Perceived Social Support Scale，PSSS)：測試者自評過去1個月內自我領悟社會支持程度。共12個條目，3個維度。得分越高，其社會支持程度越高。12～36分，低支持；37～60分，中間支持；61～84分，高支持[18]。本研究中該量表的克朗巴哈系數為0.91。(3)總體幸福感量表(General Well-being Schedule，GWB)：測試者自評過去1個月內對幸福的陳述，側重于評估個體內在狀態。共18個條目，6個維度。得分越高，其主觀幸福感越強烈[16]。中文版由段建華引入并修訂[18]。本研究中該量表的克朗巴哈系數為0.91。(4)改良Kupperman評分(modified Kupperman Index，MKI)：更適合篩查中國圍絕經期婦女PMS嚴重程度[19]。共13個條目，3個維度。得分越高，其癥狀越嚴重。0～6分，無癥狀；7～15分，輕度；16～30分，中度；＞30分，重度[20]。本研究其克朗巴哈系數為0.77。

1.4 統計學分析

采用EpiData 3.1雙錄入。使用SPSS 24.0進行正態性檢驗、變量基本描述、相關分析、信度檢驗等。運用LISREL 8.8進行多元正態性檢驗、數據插補及模型驗證。對服從正態分布的數據，使用最大期望算法插補數據集；采用Harman單因素檢驗共同方法偏差；采用驗證性因子分析檢驗測量模型，再構建潛變量的飽和結構模型。根據t值及修正指數，綜合實際意義對模型進行修正。采用協方差矩陣結構的極大似然法估計參數。模型擬合評估指標：卡方自由度比(χ2/df)＜3，模型有理想的適配度；比較擬合指數(comparative fit index，CFI)和非正規擬合指數(non-normed fit index，NNFI)＞0.90，模型擬合度理想；近似誤差平方根(root mean square error of approximation，RMSEA)＜0.08和標準化殘差均分根指數(standardized root mean square residual， SRMR)＜0.10，表示模型可接受。路徑系數及效應大小以t＞1.96或P＜0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 研究對象基本情況

本研究共收集343例個案，完整個案為316例。343名婦女的平均年齡為(46.19±3.80)歲，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患病率為64.74%(213/329)，主要表現為輕度PMS，MKI得分為(10.22±7.01)分。PSSS得分為(64.48±11.33)分，表明研究對象自覺處于高社會支持狀態。HADS-A得分為(3.40±3.22)分，HADS-D得分為(3.74±3.46)分，表明研究對象無情緒障礙癥狀。GWB得分為(79.95±15.32)分，表明研究對象幸福感較高。

2.2 數據初步診斷

本研究缺失率最高的變量為MKI量表的疲乏(1.17%，4/343)，小于10%[13]。所有變量的偏度絕對值范圍0.01～2.78；峰度絕對值范圍0.74～8.98，分別小于3和10[21]，相對多元峰度值為1.15，小于3[22]。以上結果表明樣本數據基本服從正態分布且符合插補要求，因此采用最大期望算法插補數據集。信度分析時發現GWB量表的第15題與其他題目均呈負相關，為防止變量正負值相互抵消[13]，取消第15題反向計分。結果發現，GWB量表各維度相關矩陣的相關系數在0.24～0.69(P＜0.001)，這并沒有給出項目排除的有力理由。因此，后續數據分析均以GWB量表第15題正向計分為準。由于GWB和MKI量表采用不同的量尺，在驗證性因子分析前將這2個量表的數據進行標準化[23]。

2.3 共同方法偏差

本研究采用的量表多為主觀自評，但這些量表均為不同的Likert等級數，從程序控制上減少了共同方法偏差。在此基礎上，采用Harman單因素檢驗：將觀測變量負荷在所屬潛變量上進行驗證性因子分析，得出模型擬合良好；再將所有觀察變量只負荷在一個因子上，得出模型擬合較差，且Δχ2=387.51，Δdf=6，兩者比較差異有統計學意義(P＜0.001)，說明本研究數據共同方法偏差不明顯(表 1)。

表1 各模型擬合指數比較

2.4 測量模型檢驗

根據結構方程模型建模要求，對測量模型進行檢驗。測量模型共有14個觀測變量和4個潛變量，其中HADS量表的2個維度得分構成內因潛變量“情緒障礙”；MKI量表的3個維度得分構成內因潛變量“PMS”；GWB量表的6個維度得分構成內因潛變量“總體幸福感”；PSSS量表的3個維度得分構成外因潛變量“社會支持”。初始模型擬合較好，但MKI量表的“泌尿生殖癥狀”標準化負荷值為0.20(＜0.50)。刪除該變量后，得到的修正模型擬合理想，且標準化負荷在0.52～0.89之間，接受修正模型(表1)。各變量的相關系數見表2。

表2 測量模型變量相關系數 (n=343)

2.5 結構方程模型構建及評價

基于測量模型結果，進一步驗證研究假設，發現假設模型雖擬合程度良好，但“情緒障礙→PMS”路徑t值為1.94(＜1.96)。故刪除該路徑，修正后的模型擬合指標良好。提示該模型與原始數據擬合程度較高。模型擬合指數的比較結果見表1，最終修正模型結果見圖1。最終結構方程模型的效應結果見表3。

表3 結構方程模型各潛變量之間效應的標準化結果

圖1 社會心理因素對圍絕經期綜合征的影響路徑及量化值

3 討論

本研究利用結構方程模型成功構建PMS相關的社會心理因素模型，其模型擬合程度良好。結果顯示，總體幸福感可負向預測PMS，并介導社會支持與PMS的關系，該模型可用于臨床醫務工作者從社會心理因素角度預測婦女PMS情況，輔助臨床醫師評估婦女PMS改善情況。另外本研究首次在圍絕經期婦女中發現中文版GWB第15題與原量表的計分規則相反。但其均值(8.54±2.08)與國外研究[24]結果相似。出現這種結果可能是文化差異導致理解發生偏差[25]。

結構方程模型路徑結果顯示，圍絕經期婦女的總體幸福感負向預測PMS和情緒障礙，社會支持正向預測總體幸福感，這與既往研究[4-6，26]結果一致。研究還發現社會支持是通過總體幸福感分別負向預測PMS和情緒障礙，進一步驗證社會支持有助于提高個體幸福感水平[27]，而較強的幸福感維持個體保持良好情緒體驗[18]，尤其是對圍絕經期婦女的心理困擾起到重要保護作用[28]。這提示醫護人員在診療過程中應多關注圍絕經婦女的社會心理因素，以便更有效地緩解PMS。婦女在圍絕經期階段易發生情緒波動，影響其社會關系，尤其是家庭和諧[29]。因此建議社會，特別是家庭應給予婦女多一些關愛，以提升婦女的社交網絡質量，增強幸福感體驗。本研究未能驗證情緒障礙與PMS的關系。

結構方程模型效應結果顯示，總體幸福感對PMS的效應最大且最直接，其次是社會支持通過總體幸福感間接對PMS產生作用。提示相比社會支持，總體幸福感對改善PMS更能起到關鍵作用，但仍不能忽略社會支持對PMS的影響。此外，PMS心理癥狀比軀體癥狀標化負荷更高，即社會支持、總體幸福感預測PMS心理癥狀能力更強。可能是社會支持和總體幸福感均強調個體的主觀感受，因此對心理癥狀影響更強。這為絕經過渡期的幸福感主要與心理因素有關這一結論[30]提供強有力的證據，填補了中國圍絕經期婦女這方面研究的空白。

本研究局限性：情緒障礙與PMS的路徑關系未被驗證，建議未來探討兩者是否存在中介變量。盡管本結構方程模型檢驗因果模型有實證意義，但受限于橫斷面研究，將來還需通過隊列研究，采用時間序列結構方程模型進一步驗證變量之間的因果關系。但這不影響該模型為臨床改善圍絕經期婦女PMS提供新的思路。