心脏影响否认量表在急性心肌梗死人群中的信度效度检验

李宇航， 丁 洁， 潘江其， 王 真， 屠荣祥， 吴 珩， 马文林

(1. 同济大学医学院，上海 200092； 2. 上海市浦东新区公利医院心血管内科，上海 200135； 3. 南京市江宁医院全科医学科，南京 211100； 4. 同济大学附属同济医院心身科，上海 200065； 5. 同济大学附属同济医院老年科，上海 200065)

与面临其他凶险疾病的患者相类似，否认是心脏病患者面对无法应对的威胁或焦虑时常见的处理方式[1]。否认有助于稳定情绪、缩短住院时间，但也会造成延迟就医、依从性差等结果[2-3]。对心脏病否认的评估，最早的形式为20世纪70年代的半结构化访谈[1]，后来为辨析不同形式的影响以及减少访谈过程中患者的自我掩盖，Havik和Maeland于20世纪80年代制订了包含8个条目的自评量表，并将否认区分为3个形式，即对疾病的否认、对疾病影响的否认、抑制[4]。到20世纪90年代，为进一步提升评估的可信度，Fowers[5]聚焦心脏病患者对疾病影响的否认，开发了8个条目的心脏影响否认量表(cardiac denial of impact scale, CDIS)。近30年来，该量表在多个国家得到广泛应用。

急性心肌梗死(acute myocardial infarction, AMI)是一种全球性疾病，其发病率和死亡率逐年增加[6]。AMI包括ST段抬高型心肌梗死(ST-segment elevation myocardial infarction, STEMI)和非ST段抬高型心肌梗死(NSTEMI)[7]。STEMI作为AMI最凶险类型，其核心病理生理机制为不稳定斑块破裂造成冠状动脉完全堵塞，以致其供血区域的心肌缺血、缺氧，甚至坏死[8]。AMI早期再灌注治疗是挽救濒死心肌的关键。然而，国内外普遍存在救治延误的问题，包括院内延误和院前延误，其中患者从感知到症状至决定就医的延误时间占据了院前延误的75%。AMI延误研究发现，存在心脏影响否认的AMI患者会发生更显著的延误[9]。针对院前延误高危人群采取综合性预防干预措施，或可缩短院前延误时间，显著改善AMI患者的预后。但目前尚无在国内经过信效度检验的有关心脏疾病否认的评估工具。本研究使用翻译成中文的CDIS在AMI患者中进行信度和效度检验，为评估国内AMI人群心脏否认因素对心肌梗死院前延误的影响提供参考。

1 资料与方法

1.1 研究对象

以AMI患者为研究对象。入组标准： (1) 根据心肌损伤标志物升高和典型胸痛症状或者心电图的典型变化，诊断为AMI的患者，包括STEMI和NSTEMI患者；(2) 根据中心实验室标准，发病24h内肌钙蛋白I峰值≥0.5ng/mL，符合AMI诊断标准；(3) 对年龄和性别没有限制。排除标准： (1) 经 历过院外心肺复苏的患者；(2) AMI发生在院内的患者；(3) 拒绝参加该项研究者；(4) 认知障碍者；(5) 有语言障碍者。

1.2 研究工具及心理评估

1.2.1 自编个人情况问卷 根据研究内容和目的，编制患者情况问卷，主要收集社会人口学信息，其中包括姓名、性别、年龄、居住、婚姻、教育及职业等。

1.2.2 心脏影响否认测量 采用中文版CDIS对患者否认因素影响进行评估。该量表中包含8个条目，根据5分制利克特量表进行评分，即从完全不符到非常符合分为5个程度(表1)。患者依据自身状况自主填写，该量表总分为8～40，得分越高说明否认心理越强烈[5]。为明确具有强烈否认心理的患者人数，本研究遵循前期德国相关研究的做法，以总分的中位数作为截断值，分为否认组(>24分)和非否认组(≤24分)[9]。该量表在欧美、德国和日本等地均具有良好的信效度。

表1 心脏影响否认量表(中文版)

1.2.3 多维度健康心理控制测量 采用的Wallston多维度健康心理控制源量表(MHLC)由内控性量表(IHLC)、强势他人控制量表(PHLC)和机遇控制量表(CHLC)3个部分组成，分别从不同方面评定被测者对健康的看法，以判断其更倾向于内控、他控或机遇控[10]。每个量表有6个条目，共计18个条目，从不赞成到赞成分为6个程度，故每个分量表的总分为6～36分，得分越高说明倾向性越强。该量在国内广泛使用，表具有较高的信度与效度，在健康心理控制相关的研究中发挥相当大的作用[11-14]。

1.2.4 焦虑情绪评估 采用广泛性焦虑量表(GAD-7)评估患者焦虑症状的严重程度和功能影响。该量表由7个症状条目和1个症状相关的困难程度条目组成，将每个症状条目从完全不会到几乎每天分为4个程度；困难程度条目包括4个选项，即毫无困难、有点困难、非常困难和极度困难，但不纳入评分。总分为21分： 得分在0～4分确定为无焦虑；5～9分定为轻度焦虑;10～14分定为中度焦虑；≥15分为重度焦虑[15-16]。

1.2.5 幸福感指数测量 采用中文版世界卫生组织幸福指数量表(WHO-5)评估患者的幸福感[17]，该量表包括5个描述性条目，每个条目采用0～5分的6级评分法，即从未有过、有时候、少于一半时间、超过一半时间、大部分时间、所有时间。量表得分为5个条目之和，总分0～25分，得分越高，表示患者幸福感水平越高，总分≤13分即提示可能存在抑郁情绪或具有较低的生存质量[18-19]。

1.3 研究方法

于2016年4月—2017年2月在上海市4家医院(同济大学附属同济医院、同济大学附属第十人民医院、同济大学附属杨浦医院和解放军第455医院)由统一培训的调查员连续招募AMI住院患者。首先如实详细告知患者研究的目的和程序，解答患者疑问，充分知情后签署知情同意书。在重症监护病房转诊后24h内在医院病房进行床边访谈，说明问卷的填写要求后，患者以自填方式完成，问卷当场回收。

1.4 统计学方法

2 结 果

2.1 一般情况

研究期间连续住院初诊为AMI的患者349例，其中主动拒绝参与者25例，诊断不符合者27例，病情严重不能接受访谈者1例，排除不符合条件的患者后，总计296例AMI患者纳入该研究，收回完整问卷者260例有效问卷回收率为88%。260例AMI患者中，男性213例(81.9%)，女性47例(18.1%)；年龄32～90岁，平均(63±13)岁；独居患者21例(8.1%)，和家人或配偶一起居住者236例(90.8%)，居住于养老院者3例(1.1%)；高中及以上学历患者124例(47.7%)，初中以下学历者136例(52.3%)；目前就业患者91例(35.0%)，无工作或退休者169例(65.0%)；STEMI患者150例(57.7%)，NSTEMI患者110例(42.3%)。

根据CDIS得分情况，260例AMI患者中否认组137例，非否认组123例。依据分析结果，AMI患者接受的教育水平越低下，其否认心理越强烈(P=0.04)；而在年龄、性别、居住和就业情况等方面，否认组和非否认组间差异无统计学意义(P>0.05)。

2.2 条目分析

AMI患者的CDIS得分为9～38分，平均(24.97±5.88)分。根据CDIS的得分分为否认组和非否认组，对各条目进行两独立样本t检验。结果显示，否认组与非否认组的8个条目得分比较，差异均具有统计学意义(P<0.05，表2)，表明CDIS的各条目可以区别不同心肌梗死患者否认心理的强烈程度。各条目得分与总分之间的相关系数为0.348～0.708，呈正相关(P<0.001)，见表3。条目1和7的得分与总分之间的相关系数分别为0.348和0.411，比其他条目的相关系数略低。

表2 否认组与非否认组CDIS各条目得分比较

2.3 信度检验

对CDIS 8个条目进行可靠性分析，其Cronbach’s α系数为0.69，分半信度为0.62。然而，不包括条目1时，Cronbach’s α系数略增加至0.71；同时不包括条目1和7时，Cronbach’s α系数为0.72。1992年Fowers检测英文版CDIS的信度和效度，Cronbach’s α系数为0.72。除条目6外，条目1与其他条目之间的相关系数为0.05～0.09(P>0.05)。

2.4 效度检验

2.4.1 探索性因子分析 KMO值为0.741，该值大于因子分析的效果值0.600，Bartlett球形检验χ2值为370.291(P<0.001)，说明该数据符合因子分析的前提条件。继而，采用主成分分析法提取共同因子，运用最大方差法旋转，得到3个初始特征值大于1的因子，累计方差贡献率为62.217%。因子载荷越大，变量依赖该因子的程度越高，故选择因子载荷较大的条目作为该因子的代表。各条目在所属因子的载荷为0.621～0.874(表4)。

表3 CDIS各条目得分与总分之间的相关系数

表4 CDIS的因子分析结果

2.4.2 内部相关性分析 各因子得分与量表总分之间呈正相关，相关系数为0.51～0.87(P<0.01)。根据两变量间相关系数与其相关程度的划分：r≥0.7为高度相关，0.4≤r<0.7为中度相关，r<0.4为低度相关。得出因子1得分与量表总分呈高度相关，因子2、因子3得分与量表总分呈中度相关。各因子之间均分别低度相关(表5)。

表5 CDIS各因子得分间及与总分之间的相关系数

2.4.3 效标效度 AMI患者的GAD-7总分平均值为(4.34±4.13)分；MHLC中IHLC、PHLC和CHLC的得分平均值依次为(26.44±4.36)、(11.55±2.03)和(9.31±2.43)分；WHO-5幸福指数得分的平均值为(15.86±5.87)分。CDIS总分与WHO-5幸福指数(r=0.179,P=0.04)、IHLC(r=0.22,P<0.001)、CHLC(r=0.146,P=0.19)正相关；与GAD-7(r=-0.243,P<0.001)负相关；与PHLC(r=0.042,P=0.506)无关。另外，幸福指数与焦虑显著负相关，与健康机遇控显著正相关；焦虑与健康他控显著负相关(表6)。

表6 CDIS和相关心理变量之间的相关系数

3 讨 论

否认是自我防御的一种心理机制，即对无法接受的威胁或潜在危险环境的防御反应[20]。在AMI发作过程中，常有患者以否认作为应对机制，否认会带来积极的情绪调节，但也会导致延误就医[9]。因此，具有良好信效度的CDIS，对于了解AMI患者否认心理对于心肌梗死院前延误具有很大意义。本研究采用翻译成中文版的CDIS对AMI患者进行调查，以检验该量表在中国AMI人群中的信度和效度。

本研究结果显示，各条目得分在否认组与非否认组之间均有显著性差异，说明CDIS各条目的区分度较好。各条目得分与总分间的相关系数为0.35～0.71，均呈正相关(P<0.001)。根据两变量间相关系数与其相关程度的划分，条目4得分与总得分的相关系数(r=0.71)大于0.7，呈高度相关；除了条目1得分与总得分的相关系数(r=0.35)较低外，其余各相关系数均大于0.4，呈中度相关。因此，CDIS的中文版可用于评估AMI人群的否认心理程度。信度检测中，CDIS在AMI患者中的Cronbach’s α系数为0.69，而1992年Fowers[5]对英文版CDIS进行可靠性分析后得出Cronbach’s α系数为0.72。在不同文化背景下量表的评估常常有所不同[21]，由前述结果可推测在中国AMI群体中，该量表各条目的同质性略低。条目1和7的得分与总分之间的相关系数分别为0.35和0.41，比其他条目的r值略低，然而，不包括条目1时的Cronbach’s α系数增至0.71；同时不包括条目1与7时的Cronbach’s α系数大幅增至0.72。推测可能的原因有： (1) 被试者对条目1理解偏差；(2) CDIS 的应用可以包括冠心病稳定期患者，本次研究中目标人群主要为AMI患者，可能存在群体间差异的影响。针对这两点，以后版本可将条目1的调整或替换作为重点，或在纳入更广泛的病种群体后再次考量。该量表的分半信度为0.62，鉴于题项简洁且以自评方式完成，所以内部一致性可以接受。探索性因子分析表明，在急性心肌梗死人群中CDIS的单一维度结构可能并不完全适合，应解释为3个因素结构解释最为合理。因子1代表着对心脏影响的忽略程度，包含条目2、3、4、5，具有最大的方差贡献率33.54%。因子2提示感知偏差，包含条目1、6；因子3表明对自身的忽略，包含条目7、8。Fowers[5]指出CDIS是一个以简洁、快速、自评为特征的量表；随着时间的推移，它具有可接受的内部可靠性和稳定性，因此在一定程度上，CDIS足以用于评估国内AMI患者的否认心理。既往有研究证明，AMI患者将症状与心脏联系起来的能力是院前延误最强的预测因素之一。帮助个体认识到症状可能源于心脏是一个重要的目标，预防干预措施的制订应考虑到决策过程中涉及的各种认知和行为因素[22]。

中文版CDIS结果显示，因子1包括4个条目，该因子具有最大的方差贡献率33.54%，即包含影响否认因素的主要信息。3个因子与量表总分之间呈中高度正相关(P<0.01),各因子间低度相关又不割裂，由此可见，CDIS各因子于相互关联下共同解释该量表的内涵。在效标效度方面，心肌梗死患者的CDIS水平与WHO-5幸福指数、IHLC、CHLC显著正相关；与焦虑水平显著负相关。另外在结果分析中显示，AMI患者的受教育水平越低，其否认水平越高，结合否认水平与焦虑负相关的结果，似乎焦虑程度应与受教育水平正相关。这二者在本次研究中未显示相关性(P=0.49)，然而既往有些研究发现，受教育水平低是AMI患者焦虑、抑郁的危险因素，受教育水平与焦虑、抑郁等负相关[23-24]。本次研究中焦虑程度与幸福指数显著负相关(r=-0.401,P<0.001)，所以不考虑存在焦虑评估的效度问题，更倾向于认为受教育水平对人们情绪，认知，包括否认心理等方面存在深刻而又复杂的影响，这需要更进一步的探索，也认为CDIS与各校标效度间的关联真实且有效。

综上所述，中文版CDIS在AMI患者中具有一定的信度和效度，可用于心肌梗死人群心脏影响否认相关的研究。由于本研究样本来自上海地区，并未涉及其他地区，未来可以扩大样本量和采集地域范围，以期为心肌梗死人群建立心脏影响否认的常模。