汪曉寒 吳松起 付悅 費(fèi)文玲 馬媛媛 王國棟 吳彩琴

1上海中醫(yī)藥大學(xué)護(hù)理學(xué)院，上海 201203；2中國醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生學(xué)院，沈陽110001；3同濟(jì)大學(xué)附屬第十人民醫(yī)院護(hù)理部，上海 200072；4新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院護(hù)理學(xué)院，新鄉(xiāng) 453004

睡眠-覺醒模式，作為人類最明顯的晝夜節(jié)律［1］，可協(xié)調(diào)生物的行為和生理節(jié)律與環(huán)境的日常變化之間的關(guān)系，使生物體能夠維持機(jī)體正常生理功能，從而適應(yīng)環(huán)境［2］。一旦晝夜節(jié)律紊亂，機(jī)體可增加睡眠障礙、認(rèn)知障礙、精神疾病等的風(fēng)險(xiǎn)［3］。研究發(fā)現(xiàn)，晝夜節(jié)律有明顯的個(gè)體差異性［4］，識別此差異既可以幫助個(gè)體減少晝夜節(jié)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(jié)律特征并篩選出適合輪班工作的對象。晝夜節(jié)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(hù)士晝夜節(jié)律的穩(wěn)定性和幅度而構(gòu)建，目的是評估受試者改變自身晝夜節(jié)律的能力［6］。該量表最初包含30個(gè)條目，將晝夜節(jié)律穩(wěn)定性（flexible/rigid，F(xiàn)R）即睡眠習(xí)慣，分為彈性型或剛性型；將晝夜節(jié)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(huì)表現(xiàn)出更好的晝夜節(jié)律調(diào)節(jié)能力，并經(jīng)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(yàn)證性能最佳［8］；該量表在國外已被廣泛應(yīng)用，但在國內(nèi)應(yīng)用較少。因此，本研究旨在漢化最新的11條目CTI，并在醫(yī)學(xué)生中檢驗(yàn)其信效度，現(xiàn)將結(jié)果報(bào)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(yī)藥大學(xué)各專業(yè)本科生308名（樣本1）及新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院本科生224名（樣本2）進(jìn)行調(diào)查。納入標(biāo)準(zhǔn)：在讀醫(yī)學(xué)本科生；長期居住于學(xué)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(biāo)準(zhǔn)：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(jìn)行漢化，具體過程如下。（1）由2名母語為中文、博士學(xué)歷，有國外求學(xué)經(jīng)歷的雙語護(hù)理學(xué)專家分別獨(dú)立將量表翻譯成中文，2人協(xié)商后初步形成中文版CTI；（2）請1名碩士學(xué)歷、有臨床經(jīng)驗(yàn)和國外留學(xué)經(jīng)驗(yàn)的雙語護(hù)理學(xué)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(xué)歷的醫(yī)學(xué)教授，評價(jià)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(dá)成一致意見，并翻譯為中文。經(jīng)文化調(diào)試后形成量表最終版本，保留原11條目，包含F(xiàn)R（5個(gè)條目）與LV（6個(gè)條目）2個(gè)維度，Likert 5級記分法（1=幾乎從不，2=很少，3=有時(shí)，4=通常，5=幾乎總是）。

3、預(yù)試驗(yàn)

按照符合納入與排除標(biāo)準(zhǔn)，選取20名醫(yī)學(xué)生進(jìn)行預(yù)試驗(yàn)。問卷回收率100.0%，平均填寫時(shí)間5 min，表明量表方便可行。同時(shí)收集學(xué)生對于一般資料和量表各條目的反應(yīng)及建議，所有參與預(yù)調(diào)查的對象均認(rèn)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(zhì)版問卷調(diào)查，用于CTI的項(xiàng)目分析、內(nèi)容效度、結(jié)構(gòu)效度與信度分析。按照樣本量為條目數(shù)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(kuò)大20.0%；經(jīng)知情同意后，采用方便抽樣法對上海中醫(yī)藥大學(xué)各專業(yè)本科生進(jìn)行調(diào)查。調(diào)查中研究者統(tǒng)一指導(dǎo)符合納入標(biāo)準(zhǔn)的對象，問卷當(dāng)場發(fā)放并回收，對回收后的問卷進(jìn)行嚴(yán)格的篩查，若填寫的答案存在漏填、顯著規(guī)律性或多數(shù)選項(xiàng)一致等則視為無效問卷，應(yīng)去除。同時(shí)在有效樣本中隨機(jī)抽取50份，間隔7周后再次進(jìn)行評估，以檢驗(yàn)重測信度。（2）樣本2：通過問卷星平臺進(jìn)行調(diào)查，用于驗(yàn)證性因子分析。在取得知情同意后，向新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院學(xué)生發(fā)送問卷鏈接并指導(dǎo)同學(xué)填寫，問卷前言對此次調(diào)查的目的、意義及注意事項(xiàng)等進(jìn)行了詳細(xì)說明。

5、統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用Epidata 3.1軟件雙人錄入數(shù)據(jù)，應(yīng)用SPSS 24.0和Amos 24.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。（1）項(xiàng)目分析：使用臨界比率值法和相關(guān)分析法來檢驗(yàn)條目的鑒別度和同質(zhì)性。（2）效度分析：使用專家咨詢法檢驗(yàn)量表的內(nèi)容效度；使用探索性因子分析（exploratory factor analysis，EFA）和驗(yàn)證性因子分析（confirmatory factor analysis，CFA）檢驗(yàn)結(jié)構(gòu)效度［11］。（3）信度分析：量表的信度采用克朗巴赫系數(shù)、折半信度和重測信度檢驗(yàn)。評價(jià)水準(zhǔn)α=0.05。計(jì)量資料符合正態(tài)分布，采用（±s）表示，行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)；相關(guān)分析法采用Pearson相關(guān)性分析。P＜0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

結(jié) 果

1、一般資料

（1）樣本1：發(fā)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(yè)分布：護(hù)理學(xué)101例（35.1%）、中西醫(yī)結(jié)合29例（10.1%）、藥學(xué)26例（9.0%）、衛(wèi)生管理25例（8.7%），其他專業(yè)107例（37.2%）。（2）樣本2：224名調(diào)查對象中，男27名，女197名；年齡為17～23歲，平均年齡19.80歲；調(diào)查對象專業(yè)均為護(hù)理學(xué)。

2、CTI的項(xiàng)目分析

2.1、條目鑒別度檢驗(yàn) 中文版晝夜節(jié)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(yàn)，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(jìn)行兩獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，高低分兩組各條目差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義（均P＜0.001），具體見表1。

表1 高低分組醫(yī)學(xué)生CTI各條目得分比較（分，±s）

表1 高低分組醫(yī)學(xué)生CTI各條目得分比較（分，±s）

注：CTI為晝夜節(jié)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(zhì)性檢驗(yàn) 采用相關(guān)分析法檢驗(yàn)C-CTI條目同質(zhì)性，Pearson相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示各條目與C-CTI總分有較好的相關(guān)性，CTI1～11相關(guān)系數(shù)（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(nèi)容效度 采取專家咨詢評價(jià)C-CTI內(nèi)容效度指數(shù)（Content Validity Index，CVI），內(nèi)容效度采用4分法，即將不太相關(guān)、一般相關(guān)、比較相關(guān)和很相關(guān)按照1～4分賦值。本研究邀請的6名護(hù)理學(xué)專家測定的問卷評價(jià)一致性（Interrater Agreement，IR）為0.73，這表示評價(jià)者間對同一條目的一致性較好，可進(jìn)一步計(jì)算CVI。問卷?xiàng)l目水平的內(nèi)容效度指數(shù)（Item-level Content Validity Index，I-CVI）在0.83～1.00之間，量表水平的內(nèi)容效度指數(shù)均值（The average of Scale-level Content Validity Index，S-CVI/Ave）為0.95。

3.2、結(jié)構(gòu)效度 （1）探索性因子分析：本項(xiàng)目對288份有效樣本進(jìn)行探索性因子分析。量表KMO值為0.791，Bartlett’s球形檢驗(yàn)χ2值為760.056，df為55，且P＜0.001，適合進(jìn)行因子分析。采用主成分分析法對探索性因子進(jìn)行分析，選用最大方差法進(jìn)行直交轉(zhuǎn)軸對量表提取公因子。將特征值＞1.00且因子負(fù)荷量≥0.40作為選取條件［12］，提取出2個(gè)公因子，符合原作者構(gòu)建的假設(shè)模型，具體結(jié)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(gè)因子可解釋總變異的48.109%，其中FR占27.178%，LV占20.930%。（2）驗(yàn)證性因子分析：對樣本2（224名）作驗(yàn)證性因子分析，將11個(gè)條目作為觀察變量，以FR、LV的2個(gè)因子為潛變量繪制路徑圖，具體見圖1。結(jié)果顯示模型各擬合指數(shù)均達(dá)到良好水平，這表明C-CTI具有良好的結(jié)構(gòu)效度，具體見表3。

表3 224名新鄉(xiāng)醫(yī)學(xué)院本科生晝夜節(jié)律類型量表驗(yàn)證性因子分析擬合指數(shù)

圖1 CTI模型的標(biāo)準(zhǔn)化路徑圖

表2 晝夜節(jié)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(gè)維度的Cronbach′sα系數(shù)、折半信度和重測信度結(jié)果見表4。

表4 晝夜節(jié)律類型量表信度檢驗(yàn)結(jié)果

討 論

1、CTI的翻譯價(jià)值

CTI通過測量睡眠習(xí)慣的彈性/剛性和克服困倦的能力2個(gè)維度反映FR和LV 2個(gè)特征。FR主要反映個(gè)體在非正常工作時(shí)間內(nèi)進(jìn)行工作和睡眠的調(diào)節(jié)能力；而LV主要反映個(gè)體克服困倦并應(yīng)對睡眠時(shí)間減少的恢復(fù)能力。

作為生命活動(dòng)的基本特征之一，晝夜節(jié)律是生物與自然環(huán)境變化相適應(yīng)的內(nèi)源性節(jié)律［1］。早期關(guān)于晝夜節(jié)律的測量主要集中在其時(shí)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(fù)合清晨型量表。而國內(nèi)對LV和FR的2個(gè)特征的研究仍相對較少。僅祁海穎等［15］已檢驗(yàn)了CTI在倒班護(hù)士中的信效度。相較于工作人群，在校學(xué)生作息較為規(guī)律，受到社會(huì)化作息制度影響較小，可以更充分體現(xiàn)其晝夜節(jié)律傾向［16］。故本研究以晝夜節(jié)律特性表現(xiàn)得更為充分的學(xué)生作為研究對象，可在一定程度上補(bǔ)充祁海穎等［15］的研究，不僅體現(xiàn)為擴(kuò)大了CTI的應(yīng)用人群，也可為日后的晝夜節(jié)律類型相關(guān)研究提供參考。

2、CTI的科學(xué)性

2.1、項(xiàng)目分析 各條目高低組比較差異均有統(tǒng)計(jì)學(xué)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(guān)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(zhì)性；問卷?xiàng)l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(nèi)容效度較好。探索性因子分析顯示C-CTI共有2個(gè)公因子，累積方差貢獻(xiàn)率為48.109%，結(jié)果與原量表相似，這表明C-CTI能夠較好反映期望評估的內(nèi)容。驗(yàn)證性因子分析顯示，各擬合指數(shù)都達(dá)到了良好的水平，即C-CTI的結(jié)構(gòu)效度較好。結(jié)構(gòu)效度能科學(xué)、客觀衡量問卷的設(shè)計(jì)與測量結(jié)果的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是否相符［17］，本研究的EFA和CFA結(jié)果與原作者結(jié)果一致，這說明漢化后的版本符合研究者所設(shè)計(jì)的理論關(guān)系。

2.3、量表的信度 本研究從Cronbach′sα系數(shù)、折半信度和重測信度3個(gè)方面進(jìn)行信度測評，結(jié)果表明FR和LV的Cronbach′sα系數(shù)分別為0.817和0.654。該結(jié)果與英文原量表及祁海穎等［15］研究相比，F(xiàn)R結(jié)果更高，而LV結(jié)果較低［8，15］。研究表明Cronbach′sα系數(shù)＞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(gè)必須要遵循的標(biāo)準(zhǔn)，研究本身設(shè)計(jì)的嚴(yán)謹(jǐn)程度更為重要，即量表的各條目必須具備理論和邏輯基礎(chǔ)，而不應(yīng)機(jī)械地依賴軟件輸出或盲目追求過高的α系數(shù)。本研究嚴(yán)格按照改良Brislin翻譯模型流程，最終的內(nèi)容效度和結(jié)構(gòu)效度均較為理想，足夠反映出原量表的理論關(guān)系。另外，F(xiàn)R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(gè)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(nèi)部關(guān)聯(lián)性。因此，本漢化的量表內(nèi)部一致性較高，性能穩(wěn)定。

本研究嚴(yán)格遵循量表的漢化原則對C-CTI進(jìn)行翻譯，并在醫(yī)學(xué)院校本科學(xué)生中檢驗(yàn)其信效度，結(jié)果表明C-CTI的信效度良好，可以作為晝夜節(jié)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(yī)學(xué)院校本科生，缺乏其他特征如不同職業(yè)的樣本，因此今后需擴(kuò)大樣本人群進(jìn)一步驗(yàn)證；（2）沒有納入褪黑素或皮質(zhì)醇等生物學(xué)指標(biāo)作為晝夜節(jié)律的客觀性校標(biāo)；（3）在研究開展時(shí)還未有晝夜節(jié)律相關(guān)的評估工具，因此未能評價(jià)效標(biāo)效度；（4）本研究重測信度較低，有待將來研究對其進(jìn)行重新檢驗(yàn)。