精神障碍者受审能力评定量表的编制

陈晓冰 ，蔡伟雄

（1.苏州大学医学部法医学系，江苏 苏州 215123；2.司法部司法鉴定科学技术研究所 上海市法医学重点实验室，上海 200063）

1960年起，国外学者逐步研制出一批受审能力标准化评定工具，以指导与辅助评定工作。1994年，胡泽卿等[1]从美国引进受审能力筛选表（the Competence Screening Test，CST）和受审能力评定表（the Competency to Stand Trial Assessment Instrument，CAI），用于研究适用于我国的受审能力评定量表。2004年，张钦廷等[2]在此基础上编制出受审能力评定表，遗憾的是无后续研究报道，上述工具未能在实践中运用[3]。蔡伟雄等[4]提出，在精神障碍诊断成立的前提下，应从法学要件着手、结合疾病的严重程度来编制相关法律能力的评定工具，并成功编制出用于刑事责任能力、民事行为能力与服刑能力等量化评定的工具[4-6]，实际应用效果较好。秉承该量表编制思路，参考国内外现存受审能力评定工具，反复征求国内司法精神病学界、法学界专家意见，编制适用于中国的精神障碍者受审能力评定量表。

1 对象与方法

1.1 研究对象

424例司法部司法鉴定科学技术研究所2010—2012年鉴定的刑事案件中被鉴定人为精神障碍者。

纳入标准：（1）根据《中国精神障碍分类与诊断标准（第 3版）》（CCMD-3）或《国际疾病及有关健康问题的分类（第 10 次修订本）》（ICD-10），能确定明确的精神障碍诊断；（2）由专家组完成受审能力评定，鉴定意见明确。

排除标准：（1）主要资料不全者；（2）诊断或鉴定意见存在明显分歧者。

1.2 量表

由15个条目组成，按0～4级评分的条目有3条：控制自身行为的能力，现实检验能力，与相关人员交流的能力；按0～3级评分的条目有11条：陈述案件客观事实的能力，陈述案发时心理状态的能力，对诉讼相关司法程序的学习及理解能力，对诉讼相关人员及作用的认识，对诉讼中自我权利的理解，理解自己、被害人及旁证人的证词的能力，对证词作出陈述或辩解的能力，对法律辩护策略的辨识与应用，对当前诉讼罪名的理解，对当前诉讼量刑的理解，对诉讼结果反应并保护自己的能力；按0～2级评分的条目有1条：对诉讼中自我地位的认识。

1.3 方法

鉴定专家按以下标准对精神障碍者的受审能力进行两级评定。有受审能力：能理解其面临的诉讼的性质和可能带来的后果，能了解自己在诉讼中的权利和义务，能自我辩护或与辩护人配合完成辩护。无受审能力：不能有效认识其面临的诉讼性质及其可能带来的后果，不能认识自己在诉讼中的权利和义务，从而不能与其辩护人有效地配合完成辩护。

所有量表评分者均经过严格培训，熟练掌握本量表的评分操作，在取得较好的评分者一致性前提下，单独对上述被鉴定人进行评分。

所有评定实行盲法测评，即鉴定专家不知晓量表评分结果，评分者不参加案件讨论，以保证意见不受相互影响。

1.4 统计学方法

采用SPSS 20.0软件对数据进行统计学分析，包括量表条目分析、Logistic回归分析、判定界值以及一致性检验等。

2 结 果

2.1 一般情况

符合纳入标准的样本共424例。其中男性359例（84.7%），女性 65 例（15.3%）；年龄 14～83 岁，平均年龄（36.55±12.64）岁。 教育程度：文盲 29 例（6.8%），小学 87例（20.5%），初中或职中 163例（38.4%），高中或中专 85例（20.0%），大学或大专 58例（13.7%），硕士及以上 2例 （0.5%）。婚姻状况：未婚 197例（46.5%），已婚 160 例（37.7%），离异 55 例（13.0%），丧偶12例（2.8%）。职业：农民41例（9.7%），个体27例（6.4%），职员 117例（27.6%），学生 9例（2.1%），待业207例（48.8%），退休及其他 23例（5.4%）。

2.2 精神障碍类型分布

器质性精神障碍31例，精神活性物质或非成瘾物质所致精神障碍38例，精神分裂症及精神病性障碍172例，情感性精神障碍45例，神经症、癔症及应激相关障碍47例，人格障碍、习惯与冲动控制障碍、性心理障碍19例，精神发育迟滞42例，待分类的精神障碍22例，共病8例（精神发育迟滞与精神分裂症共病3例，躁狂症与普通醉酒共病1例，精神发育迟滞与应激相关障碍共病1例，酒精所致精神障碍与脑外伤所致精神障碍共病1例，精神分裂症缓解期与普通醉酒共病1例，精神发育迟滞与脑器质性精神障碍共病1例）。

2.3 受审能力评定

鉴定专家意见：有受审能力293例，无受审能力131例。

2.4 量表评定结果分析

2.4.1 量表条目分析

全量表Cronbach α系数为0.977。按照升序和降序分别排列量表总分，分别将第27百分位数样本（424×27%）的总分作为界限值，将量表总分分成高分组及低分组，即极端组。

极端组的决断值：各条目极端组的决断值均≥3.500，在 18.390～46.763。

条目与总分的相关系数：各条目与总分相关系数在0.639～0.952，为中高度相关；校正条目与总分相关系数在 0.582～0.944。

同质性检验：仅条目“现实检验能力”删除后的α值为0.980，较全量表Cronbach α值0.977略升高，余条目均满足同质性检验要求（≤0.977）；条目共同性在 0.377～0.916（≥0.2）；因素负荷量在 0.614～0.957（≥0.45）。综合分析，量表具有较好的信度，所有条目无需删减（表1）。

2.4.2 Logistic回归分析

采用向前Wald法[7]对其进行二元Logistic回归分析，得出Cox and Snell R2统计量取值为0.662，Nagelkerke R2统计量取值为0.934，Hosmer-Lemeshow检验P=0.993，说明模型拟合度效果较好。控制自身行为的能力、现实检验能力、陈述案件客观事实的能力、对诉讼相关司法程序的学习及理解能力、对诉讼相关人员及作用的认识、对证词作出陈述或辩解的能力、对法律辩护策略的辨识与应用共7个条目进入回归方程（表2）。Logistic回归模型中，以0.500为预测概率切割值[8]，与专家评定意见相比，量表评定出的无受审能力正确率为92.4%（121/131例），有受审能力的正确率为97.6%（286/293例），总样本的回判正确率为96.0%。

表1 条目分析摘要表

表2 Logistic回归分析进入方程的变量

2.4.3 量表界值分析

按专家鉴定意见分，无受审能力者与有受审能力者在量表评分中重叠部分为30～36分。采用受试者工作特征（receiver operating characteristic，ROC）曲线对量表评分与专家意见中重叠部分进行拟合分析[9]，即分别假设界限值为 30、31、32、33、34、35 及 36 分，分析得出界限值为33分时曲线下面积最大，为0.948，故取33分作为界值，即＜33分为无受审能力，≥33分为有受审能力。按此划界分，量表评定与专家鉴定意见的重叠率为95.8%（406/424例），见表3。量表的敏感性为0.938，特异性为0.966，阳性似然比为27.67，阴性似然比为0.06。

表3 按划界分评定与专家鉴定意见受审能力分级（例）

3 讨 论

国外对受审能力标准化评定的研究已有近50年历史，各种受审能力理论、判定标准、研制的工具较多，但经实证检验后获得广泛接受的成熟工具并不多，目前仍在使用或修订中的工具主要有[10]：大多伦多市法医系统受审能力问卷（Metropolitan Toronto Forensic Service Fitness Questionnaire，MFQ）、适合性交谈测验-修订版（the Fitness Interview Test-Revision，FIT-R）、受审能力评定量表-修订版 （the Evaluation for Competency to Stand Trial-Revised，ECST-R）及麦克阿瑟刑事审判能力评定工具（the MacArthur Competency Assessment Tool-Criminal Adjudication，MacCAT-CA）。我国与国外法律体制存在差异，且对犯罪嫌疑人或刑事被告的处置并不仅限于法院，在侦查、审查起诉、审判3个阶段均涉及受审能力的评定，基于此，国外有关受审能力的定义、判定标准、评定工具均不能直接适用于我国。我国对受审能力标准化评定的初步探索最早始于上世纪90年代，如CST、CAI[1]、受审能力评定表[2]，虽然有不错的信效度，但均无深入的研究及实际应用报道。

近年来，国内对受审能力的定义已基本达成一致，即“犯罪嫌疑人、被告人在侦查、审查起诉、审判等刑事诉讼活动中对自己面临的诉讼及其可能带来的后果合理恰当的理解能力、对诉讼程序及自我权利的认识能力以及与辩护人配合进行合理辩护能力的有机结合体”。为此，评定时应该是在精神障碍诊断成立的前提下，重点考察其理解能力、认识能力、辩护能力受损与否及受损程度，本量表即据此进行条目选择与编制。在量表条目选择上，多从法学要件着手，并按统计学要求从6个方面对量表进行系统的条目分析。本研究发现，仅在删除“现实检验能力”条目后的α值较全量表Cronbach α系数0.977略升高（0.980，可能与该条目偏重于医学标准有关），所有条目共同性均≥0.2，因素负荷量均≥0.45，各条目极端组的决断值（CR）均≥3.50，所有条目与总分相关系数均≥0.400，且校正后各条目与总分相关系数也满足≥0.400的要求。本量表各条目符合同质性检验要求，条目无需进行删减。

在量表常模方面，本研究建立了两种判定方式。Logistic回归分析发现，控制自身行为的能力、现实检验能力、陈述案件客观事实的能力、对诉讼相关司法程序的学习及理解能力、对诉讼相关人员及作用的认识、对证词作出陈述或辩解的能力、对法律辩护策略的辨识与应用共7个条目进入了回归方程，模型拟合的数据较好。与专家鉴定意见相比，量表（回归方程）评定出的无受审能力正确率为92.4%，有受审能力的正确率为97.6%，总样本的回判正确率为96.0%。而采用ROC曲线进行拟合分析所设定的量表划界分（33分），量表评定与专家鉴定意见的重叠率为95.8%，其敏感性为0.938，特异性为0.966，阳性似然比为27.67，阴性似然比为0.06，与专家意见具有较好的一致性。综上，该量表条目选择合理，量化评定结果较满意，具有较好的实用价值，但信效度仍有待进一步检验。

[1]胡泽卿，刘协和，霍克钧，等.精神病人的受审能力及相关因素的定量研究[J].现代法学，1994，（5）：23-28.

[2]张钦廷，张伟，霍克均，等.精神病人受审能力评定标准的制订[J].法医学杂志，2004，20（3）：150-151，154.

[3]陈晓冰，蔡伟雄.精神障碍者受审能力标准化评定研究进展[J].法医学杂志，2012，28（4）：293-298.

[4]蔡伟雄，郑瞻培，邵阳，等.限定刑事责任能力评定量表的编制[J].法律与医学杂志，2004，11（4）：302-304.

[5]张钦廷，庞艳霞，蔡伟雄，等.精神障碍者民事行为能力评定量表研制[J].法医学杂志，2010，26（5）：353-356.

[6]黄富银，张钦廷，吕成荣，等.精神病犯服刑能力评定量表研究[J].法医学杂志，2005，21（3）：200-202.

[7]时立文.SPSS 19.0统计分析从入门到精通[M].北京：清华大学出版社，2012.

[8]吴明隆.问卷统计分析实务——SPSS操作与应用[M].重庆：重庆大学出版社，2010.

[9]张文彤，邝春伟.SPSS统计分析基础教程[M].第2版.北京：高等教育出版社，2011.

[10]Pirelli G，Gottdiener WH，Zapf PA.A meta-analytic review of competency to stand trial research[J].Psychology，Public Policy，and Law，2011，17（1）：1-53.