晝夜節律類型量表的漢化及在醫學生中的信效度檢驗

汪曉寒 吳松起 付悅 費文玲 馬媛媛 王國棟 吳彩琴

1上海中醫藥大學護理學院，上海 201203；2中國醫科大學公共衛生學院，沈陽110001；3同濟大學附屬第十人民醫院護理部，上海 200072；4新鄉醫學院護理學院，新鄉 453004

睡眠-覺醒模式，作為人類最明顯的晝夜節律［1］，可協調生物的行為和生理節律與環境的日常變化之間的關系，使生物體能夠維持機體正常生理功能，從而適應環境［2］。一旦晝夜節律紊亂，機體可增加睡眠障礙、認知障礙、精神疾病等的風險［3］。研究發現，晝夜節律有明顯的個體差異性［4］，識別此差異既可以幫助個體減少晝夜節律紊亂所致的健康問題，也可以幫助管理者評估受試者晝夜節律特征并篩選出適合輪班工作的對象。晝夜節律類型量表（Circadian Type Inventory，CTI）最初是于1979年由Folkard等［5］通過評估夜班護士晝夜節律的穩定性和幅度而構建，目的是評估受試者改變自身晝夜節律的能力［6］。該量表最初包含30個條目，將晝夜節律穩定性（flexible/rigid，FR）即睡眠習慣，分為彈性型或剛性型；將晝夜節律幅度（languid/vigorous，LV）即克服困倦的能力，分為慵懶型或活力型。且該量表表明活力型和彈性型的人會表現出更好的晝夜節律調節能力，并經歷了多次修訂以改善其心理測量特性。其中Milia等［7-8］修訂的11條目的最新版本被驗證性能最佳［8］；該量表在國外已被廣泛應用，但在國內應用較少。因此，本研究旨在漢化最新的11條目CTI，并在醫學生中檢驗其信效度，現將結果報道如下。

資料與方法

1、一般資料

選擇2018年1月至6月通過方便抽樣法選取上海中醫藥大學各專業本科生308名（樣本1）及新鄉醫學院本科生224名（樣本2）進行調查。納入標準：在讀醫學本科生；長期居住于學生宿舍（平均每周住校4 d及以上）；知情并同意參加此研究。排除標準：患有抑郁癥、焦慮癥等精神疾病以及正在服用影響睡眠的藥物。

2、問卷的翻譯和回譯

征得原作者的同意后，采用改良Brislin翻譯模型［9］對CTI進行漢化，具體過程如下。（1）由2名母語為中文、博士學歷，有國外求學經歷的雙語護理學專家分別獨立將量表翻譯成中文，2人協商后初步形成中文版CTI；（2）請1名碩士學歷、有臨床經驗和國外留學經驗的雙語護理學專家將中文版CTI回譯成英文；（3）將回譯后的版本請1名母語為英文且具有博士學歷的醫學教授，評價回譯版本與原始版本的一致性，若不一致，向3名雙語譯者提供分歧條目的解釋說明，幫助雙語譯者了解條目具體含義；（4）3名雙語譯者共同商討，達成一致意見，并翻譯為中文。經文化調試后形成量表最終版本，保留原11條目，包含FR（5個條目）與LV（6個條目）2個維度，Likert 5級記分法（1=幾乎從不，2=很少，3=有時，4=通常，5=幾乎總是）。

3、預試驗

按照符合納入與排除標準，選取20名醫學生進行預試驗。問卷回收率100.0%，平均填寫時間5 min，表明量表方便可行。同時收集學生對于一般資料和量表各條目的反應及建議，所有參與預調查的對象均認為該量表簡明清晰、易于理解，表示其適用性較好。

4、資料收集

（1）樣本1：采用紙質版問卷調查，用于CTI的項目分析、內容效度、結構效度與信度分析。按照樣本量為條目數5～10倍的原則［10］，且考慮存在使回收問卷無效的因素，將樣本量擴大20.0%；經知情同意后，采用方便抽樣法對上海中醫藥大學各專業本科生進行調查。調查中研究者統一指導符合納入標準的對象，問卷當場發放并回收，對回收后的問卷進行嚴格的篩查，若填寫的答案存在漏填、顯著規律性或多數選項一致等則視為無效問卷，應去除。同時在有效樣本中隨機抽取50份，間隔7周后再次進行評估，以檢驗重測信度。（2）樣本2：通過問卷星平臺進行調查，用于驗證性因子分析。在取得知情同意后，向新鄉醫學院學生發送問卷鏈接并指導同學填寫，問卷前言對此次調查的目的、意義及注意事項等進行了詳細說明。

5、統計學方法

使用Epidata 3.1軟件雙人錄入數據，應用SPSS 24.0和Amos 24.0軟件進行數據分析。（1）項目分析：使用臨界比率值法和相關分析法來檢驗條目的鑒別度和同質性。（2）效度分析：使用專家咨詢法檢驗量表的內容效度；使用探索性因子分析（exploratory factor analysis，EFA）和驗證性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）檢驗結構效度［11］。（3）信度分析：量表的信度采用克朗巴赫系數、折半信度和重測信度檢驗。評價水準α=0.05。計量資料符合正態分布，采用（±s）表示，行獨立樣本t檢驗；相關分析法采用Pearson相關性分析。P＜0.05為差異有統計學意義。

結 果

1、一般資料

（1）樣本1：發放問卷308份，回收308份，有效問卷288份，有效回收率93.5%；其中，男76名，女207名，缺失5名；年齡為18～24歲，平均年齡20.45歲；專業分布：護理學101例（35.1%）、中西醫結合29例（10.1%）、藥學26例（9.0%）、衛生管理25例（8.7%），其他專業107例（37.2%）。（2）樣本2：224名調查對象中，男27名，女197名；年齡為17～23歲，平均年齡19.80歲；調查對象專業均為護理學。

2、CTI的項目分析

2.1、條目鑒別度檢驗 中文版晝夜節律類型量表（Chinese version of CTI，C-CTI）條目之間的鑒別度使用臨界比率值法檢驗，將量表的總分按照降序排列，前27.1%（78/288）為高分組，后27.1%（78/288）為低分組，進行兩獨立樣本t檢驗，結果顯示，高低分兩組各條目差異均有統計學意義（均P＜0.001），具體見表1。

表1 高低分組醫學生CTI各條目得分比較（分，±s）

表1 高低分組醫學生CTI各條目得分比較（分，±s）

注：CTI為晝夜節律類型量表

條目CTI1 CTI2 CTI3 CTI4 CTI5 CTI6 CTI7 CTI8 CTI9 CTI10 CTI11低分組（78例）2.22±1.08 2.13±1.02 2.74±1.14 2.03±1.08 2.85±1.19 1.82±0.85 2.86±1.00 1.96±1.00 2.67±0.96 1.64±0.84 3.17±1.33高分組（78例）3.51±1.27 3.92±1.10 3.36±1.15 3.36±1.15 3.99±1.05 3.29±1.22 4.12±0.81 4.01±0.85 3.69±1.10 3.49±1.15 4.47±0.95 t值-6.879-10.537-3.349-7.459-6.363-8.771-8.626-13.843-6.208-11.476-7.056 P值＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001＜0.001

2.2、條目同質性檢驗 采用相關分析法檢驗C-CTI條目同質性，Pearson相關系數結果顯示各條目與C-CTI總分有較好的相關性，CTI1～11相關系數（r=0.410、0.564、0.265、0.468、0.415、0.463、0.491、0.684、0.400、0.634、0.458，均P＜0.001）。

3、量表效度分析

3.1、內容效度 采取專家咨詢評價C-CTI內容效度指數（Content Validity Index，CVI），內容效度采用4分法，即將不太相關、一般相關、比較相關和很相關按照1～4分賦值。本研究邀請的6名護理學專家測定的問卷評價一致性（Interrater Agreement，IR）為0.73，這表示評價者間對同一條目的一致性較好，可進一步計算CVI。問卷條目水平的內容效度指數（Item-level Content Validity Index，I-CVI）在0.83～1.00之間，量表水平的內容效度指數均值（The average of Scale-level Content Validity Index，S-CVI/Ave）為0.95。

3.2、結構效度 （1）探索性因子分析：本項目對288份有效樣本進行探索性因子分析。量表KMO值為0.791，Bartlett’s球形檢驗χ2值為760.056，df為55，且P＜0.001，適合進行因子分析。采用主成分分析法對探索性因子進行分析，選用最大方差法進行直交轉軸對量表提取公因子。將特征值＞1.00且因子負荷量≥0.40作為選取條件［12］，提取出2個公因子，符合原作者構建的假設模型，具體結果見表2。因子1包含條目1、3、5、7、9、11，命名為：LV；因子2命名為FR，包含條目2、4、6、8、10。2個因子可解釋總變異的48.109%，其中FR占27.178%，LV占20.930%。（2）驗證性因子分析：對樣本2（224名）作驗證性因子分析，將11個條目作為觀察變量，以FR、LV的2個因子為潛變量繪制路徑圖，具體見圖1。結果顯示模型各擬合指數均達到良好水平，這表明C-CTI具有良好的結構效度，具體見表3。

表3 224名新鄉醫學院本科生晝夜節律類型量表驗證性因子分析擬合指數

圖1 CTI模型的標準化路徑圖

表2 晝夜節律類型量表的因子載荷

4、量表的信度分析

C-CTI的FR和LV 2個維度的Cronbach′sα系數、折半信度和重測信度結果見表4。

表4 晝夜節律類型量表信度檢驗結果

討 論

1、CTI的翻譯價值

CTI通過測量睡眠習慣的彈性/剛性和克服困倦的能力2個維度反映FR和LV 2個特征。FR主要反映個體在非正常工作時間內進行工作和睡眠的調節能力；而LV主要反映個體克服困倦并應對睡眠時間減少的恢復能力。

作為生命活動的基本特征之一，晝夜節律是生物與自然環境變化相適應的內源性節律［1］。早期關于晝夜節律的測量主要集中在其時相特征上，例如Horne和Ostberg［13］編制的清晨型-夜晚型量表（Morningness-Eveningness Questionnaire，MEQ），以及Smith等［14］編制的復合清晨型量表。而國內對LV和FR的2個特征的研究仍相對較少。僅祁海穎等［15］已檢驗了CTI在倒班護士中的信效度。相較于工作人群，在校學生作息較為規律，受到社會化作息制度影響較小，可以更充分體現其晝夜節律傾向［16］。故本研究以晝夜節律特性表現得更為充分的學生作為研究對象，可在一定程度上補充祁海穎等［15］的研究，不僅體現為擴大了CTI的應用人群，也可為日后的晝夜節律類型相關研究提供參考。

2、CTI的科學性

2.1、項目分析 各條目高低組比較差異均有統計學意義（均P＜0.01），這表明C-CTI所有條目的鑒別度良好。各條目與C-CTI的總分有較好的相關性（均P＜0.001），這說明各條目與總體量表之間具有較高的同質性；問卷條目未有刪除。

2.2、量表的效度 I-CVI為0.83～1.00，S-CVI/Ave為0.95，這表明C-CTI的內容效度較好。探索性因子分析顯示C-CTI共有2個公因子，累積方差貢獻率為48.109%，結果與原量表相似，這表明C-CTI能夠較好反映期望評估的內容。驗證性因子分析顯示，各擬合指數都達到了良好的水平，即C-CTI的結構效度較好。結構效度能科學、客觀衡量問卷的設計與測量結果的數據結構是否相符［17］，本研究的EFA和CFA結果與原作者結果一致，這說明漢化后的版本符合研究者所設計的理論關系。

2.3、量表的信度 本研究從Cronbach′sα系數、折半信度和重測信度3個方面進行信度測評，結果表明FR和LV的Cronbach′sα系數分別為0.817和0.654。該結果與英文原量表及祁海穎等［15］研究相比，FR結果更高，而LV結果較低［8，15］。研究表明Cronbach′sα系數＞0.6是可接受的［18-20］。正如Eunseong和Seonghoon［21］研究指出0.7并不是一個必須要遵循的標準，研究本身設計的嚴謹程度更為重要，即量表的各條目必須具備理論和邏輯基礎，而不應機械地依賴軟件輸出或盲目追求過高的α系數。本研究嚴格按照改良Brislin翻譯模型流程，最終的內容效度和結構效度均較為理想，足夠反映出原量表的理論關系。另外，FR和LV的重測信度與原量表相比較低，但仍處于0.4～0.7之間，這表明量表重測信度可以接受［22］。2個量表的Spearman Brown分半信度分別為0.842（FR）和0.620（LV），分別處于良好和可接受的水平［23］，這表明量表具有較好的內部關聯性。因此，本漢化的量表內部一致性較高，性能穩定。

本研究嚴格遵循量表的漢化原則對C-CTI進行翻譯，并在醫學院校本科學生中檢驗其信效度，結果表明C-CTI的信效度良好，可以作為晝夜節律類型的評估工具。但該研究也存在一些不足：（1）研究樣本的代表性不足，僅選取了醫學院校本科生，缺乏其他特征如不同職業的樣本，因此今后需擴大樣本人群進一步驗證；（2）沒有納入褪黑素或皮質醇等生物學指標作為晝夜節律的客觀性校標；（3）在研究開展時還未有晝夜節律相關的評估工具，因此未能評價效標效度；（4）本研究重測信度較低，有待將來研究對其進行重新檢驗。