《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年中的测量学特征

《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童

青少年中的测量学特征

赵金霞a,b，邢晓沛a，王美芳a*

(a山东师范大学心理学院，济南250014，中国；b临沂大学教育学院，临沂276005，中国) 摘要：本研究以1878名中国大陆儿童青少年为被试，对《Spence儿童焦虑量表(简称SCAS)》中文版在中国文化背景下的适用性进行考察。多组验证性因素分析显示，6因子的焦虑结构不仅适合于中国儿童、青少年群体，而且适合于中国男孩、女孩群体。信度分析表明，量表的内部一致性信度、重测信度均较好。总量表和亚量表得分与焦虑问题的相关显著高于与抑郁问题的相关，表明量表具有较好的集中和区分效度。中国青少年的焦虑得分显著高于儿童，女孩的焦虑得分显著高于男孩。与已有采用相同测量工具的西方研究结果相比，中国儿童的焦虑得分适中，中国青少年的焦虑得分显著高于西方青少年。本研究结果综合表明，SCAS适合测查中国大陆儿童青少年的焦虑症状。

1 问题提出

焦虑障碍是儿童青少年最为普遍的精神障碍之一，在个体16岁之前的累积性发生率为9.9%(Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler, & Angold, 2003)，生命历程中的发生率为28.8% (Kessler et al., 2005)。儿童期的焦虑障碍不仅与多种生活领域的削弱相联系，而且是影响成年期其它精神障碍的重要危险因素(Essau, Leung, Conradt, Cheng, & Wong, 2008; Essau, Muris, & Ederer, 2002)。研究发现，临床焦虑的8-18岁儿童家庭花费为一般社区儿童的21倍之多(Bodden, Dirksen, & B?gels, 2008)。尽管存在较高的发生率和较为严重的危害性，然而，由于焦虑的内隐性特征，目前仅有较少的焦虑儿童得到合适的关注和矫治(Muris et al., 2006)。因此，具备一种经济有效、方便易行的儿童青少年焦虑障碍测查工具可能是识别和矫治儿童期焦虑症状的关键一步。

由于焦虑更多表现为一种主观的认知和情绪经历，其他人很难观测的到(Spence, Barrett, & Turner, 2003)，因此，研究者普遍运用自我报告的测量工具考察儿童青少年内隐的焦虑问题。目前，大部分用于测查儿童焦虑的工具，如修订的儿童显在焦虑量表(RCMAS; Reynolds & Richmond, 1978)，状态-特质焦虑量表(STAIC; Spielberger, 1973)、修订的儿童恐惧调查表(FSSC-R; Ollendick, 1983)，尽管具有较好的测量学特征，而且提供了关于儿童青少年心理病理症状的有价值的信息(Silverman & Ollendick, 2005)，但是，它们只能提供儿童焦虑的一般表现模式，不能揭示DSM-IV界定的具体焦虑症状信息(美国心理卫生协会，1994)。

*通讯作者，王美芳，meifangw@https://www.360docs.net/doc/e43625947.html,

Spence儿童焦虑量表(SCAS; Spence, 1997)是基于DSM-IV发展起来的专门用于测查儿童期多种焦虑症状的自我报告的测量工具。该量表主要以社区儿童为被试编制而成，旨在测查六个焦虑维度：分离焦虑、躯体伤害恐惧、社交恐惧、恐慌障碍、强迫冲动障碍和广泛性焦虑。SCAS自出版以来，其测量学特征已在多种文化背景下进行了考察，这些国家主要包括：澳大利亚(Spence, 1998; Spence et al., 2003), 荷兰(Muris, Schmidt, & Merckelbach, 2000), 德国(Essau, Sakano, Ishikawa, & Sasagawa, 2004), 日本(Ishikawa, Sato, & Sasagawa, 2009), 希腊(Mellon & Moutavelis, 2007), 南非(Muris, Schmidt, Engelbrecht, & Perold, 2002), 西班牙(Tortella-Feliu, Balle, Servera, & de la Banda, 2005) 和美国(Whiteside & Brown, 2008)。多数研究一致发现，SCAS具有较好的内部一致性信度和重测信度(Ishikawa et al., 2009; Spence et al., 2003; Spence, 1998; Tortella-Feliu et al., 2005)。由于SCAS与其它儿童焦虑量表(e.g. RCMAS, SCARED)的相关显著高于其与儿童抑郁量表的相关，表明SCAS具有较好的集中和区分效度(e.g. CDI; Muris, Merckelbach, Ollendick, King, & Bogie, 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003)。整体而言，这些研究一致表明，SCAS是可信、可靠的测查社区儿童青少年焦虑症状的十分有价值的测量工具。

尽管多种文化背景下的研究一致表明SCAS具有较好的适用性，但是，该量表并没有在中国大陆社区样本中进行测量学分析。一系列的证据似乎表明，SCAS的测量学特征存在一定的文化差异。例如，澳大利亚社区儿童(Spence, 1998)的焦虑结构与德国儿童(Essau et al., 2004)有所不同，南非社区儿童的焦虑结构(Muris, Schmidt, et al., 2002) 与荷兰儿童(Muris et al., 2000)有所不同。一项近期的研究考察了SCAS在中国香港6-11岁儿童中的测量学特征(Li, Lau, & Au, 2011)。该研究考察了SCAS的因子结构、内部一致性信度和集中效度，但是并没有考察量表的重测信度和离中效度。此外，该研究仅考察了小学儿童，没有关注初中青少年群体。因此SCAS在中国青少年中的适用性依然有待进一步考察。更重要的是，尽管香港和中国大陆(Lin & Ho, 2009)具有共同的文化根基，但是，由于香港在很长一段时间是英国的殖民地，受西方文化的影响更大一些。香港的发展可能呈现出一种不同于中国大陆的亚文化特征(Cheung, Conger, Hau, Lew, & Lau, 1992)。因此，尽管有证据表明SCAS在香港社区儿童群体具有较好的适用性，但是，该量表是否可以有效地测评中国大陆社区儿童的焦虑症状依然有待进一步分析。基于上述原因，本研究意在考察SCAS在中国大陆儿童青少年中的适用性。鉴于大量证据表明儿童期的焦虑症状存在显著的性别差异，本研究也评定SCAS在中国男孩和女孩群体中的适用性(Crocetti, Hale, Fermani, Raaijmakers, & Meeus, 2009; Hale, Crocetti, Raaijmakers, & Meeus, 2011)。

值得注意的是，焦虑的表现至少在一定程度上是由与文化因素密切相关的社会化教养实践决定的(Li, Ang, & Lee, 2008)。西方的社会化教养实践崇尚独立和自主(Essau et al., 2008)，因此，儿童青少年的焦虑水平可能低一些；相比之下，中国的社会化教养实践强调自我控制、情感限制、对他人观点的尊重以及学业优势(Li et al., 2008; Dong, Yang, & Ollendick, 1994; Chen, Rubin, & Li, 1997)，因此，中国儿童青少年的焦虑水平可能相对高一些。基于这些分析，本研究拟进一步考察中国儿童青少年的焦虑症状水平，并将本研究结果与西方已有采用相同测量工具的研究所揭示的儿童青少年的焦虑症状水平进行比较分析。

总之，本研究旨在通过以下几方面的考察扩展SCAS在中国文化背景下适用性的相关文献(Li et al., 2011)。第一，考察SCAS中文版在中国大陆社区样本中的因子结构；第二，评定SCAS中文版的内部一致性信度、重测信度、集中和区分效度；第三，考察中国儿童青少年焦虑症状水平的年龄、性别差异；第四，将中国大陆社区样本的儿童青少年焦虑症状水平与已有研究所揭示的西方社区样本的焦虑症状水平进行比较分析。

2 研究方法

2.1 被试

本研究被试为1879 名8 – 15岁的3 – 9年级学生。这些学生全部从中国东部地区的山东省济南市一所公立小学和2所公立中学招募。根据Muris剔除无效被试的标准，1名被试的所有问卷项目反应率小于90%，因此，从全体样本中剔除了该被试，最后剩余有效被试1878名。其中，8 – 12岁的儿童996名(平均年龄= 10.87 岁，标准差= 1.41; 男= 518名，女= 478名) ，13 – 15岁的青少年882名(平均年龄= 14.18 岁, 标准差= 0.70; 男= 434 名，女= 448名)。91%的被试来自双亲家庭，78%的被试为独生子女，大部分被试的父母具有高中（38% 的父亲，37% 的母亲）或大专/大学受教育水平（37% 的父亲, 29% 的母亲）。

2.2 程序

在数据收集之前，本研究设计获得了山东师范大学伦理审核委员会的审查通过和学校领导的许可，并与儿童青少年的父母签署了知情同意书。测查前，主试告诉被试自愿参与、保密等信息。之后，被试在教室里利用课外活动时间完成了SCAS中文版和人口学信息问卷。被试答题期间，一名主试随时准备对于被试的疑虑给予合理的解释，确保每一名被试均独立完成问卷。

为考察SCAS的重测信度以及集中和区分效度，本研究招募了另一批被试，其中，儿童330名(平均年龄= 10.14岁, 标准差= 1.08; 男=174名，女=156名)，青少年319名(平均

年龄= 13.63 岁, 标准差= 0.99; 男=178 名，女= 141 名)。这些被试在第一次测查时完成了SCAS中文版、儿童焦虑性情绪障碍筛查表和儿童抑郁量表，间隔4周后的第二次测查，他们完成了SCAS中文版。

2.3 测量工具

2.3.1 Spence儿童焦虑量表

SCAS是基于社区样本发展起来的专门测查儿童青少年焦虑症状的自我报告的测量工具(Spence, 1997; Spence, 1998; Spence et al., 2003)，共包括44个项目。其中，38个项目测查以下六种焦虑症状：分离焦虑（6个项目，例如“如果我必须自己一个人睡觉，我会感到害怕”）、躯体伤害恐惧（5个项目，例如“我怕狗”）、社交恐惧（6个项目，例如“我生怕自己在别人面前出丑”）、恐慌障碍（9个项目，例如“我无缘无故地突然觉得非常害怕”）、强迫冲动障碍（6个项目，例如“我必须去想一些特殊的想法以阻止一些不好的事情发生”）和广泛性焦虑（6个项目，例如“我担心不好的事情会发生在自己身上”）；剩余的6个项目为过滤/测谎题项。被试在4点量表上评定每一个项目(0 = 从不, 1 = 有时, 2 = 经常, 3 = 总是)。以相关项目得分的平均分作为焦虑总量表和亚量表得分，分数越高，焦虑问题越严重。本研究直接采用SCAS中文版测查我国儿童青少年的焦虑症状(Wang & Deng, 2004)。

2.3.2儿童焦虑性情绪障碍筛查表(SCARED)

儿童焦虑性情绪障碍筛查表(Birmaher et al., 1999)是基于临床样本发展起来的专门用于测查儿童青少年焦虑症状的自我报告的测量工具，包括躯体化/恐慌(13个项目，例如“当我感到害怕时，出现呼吸困难”)、广泛性焦虑(5个项目，例如“我经常担心别人是不是喜欢我”)、分离焦虑(8个项目，例如―如果我不在家里睡觉，就觉得内心不安”)、社交恐怖（7个项目，例如“我不喜欢与不太熟悉的人在一起”）、学校恐（4个项目，例如“我在学校时感到头痛”）5个亚量表，共41个项目。被试在0～2的3点量表上评定他们经历每一种症状的频次，通过计算相关项目得分的平均分作为被试的具体焦虑症状得分和焦虑总分。已有的研究表明，SCARED在中国文化背景下具有较好的信度和效度，本研究运用该量表评定SCAS的集中效度。

2.3.3儿童抑郁量表(CDI)

CDI (Kovacs, 1992)是普遍运用的测查7-17岁儿童抑郁症状的自我报告的测量工具，包括27个与悲伤、自责、睡眠困难、胃口不好、人际关系、学校适应有关的项目。被试在0～2的3点量表上评定过去2周内每个项目出现的频率。通过计算所有项目得分的平均分作为儿童青少年的抑郁得分。已有的研究表明，CDI在中国文化背景下具有较好的信度和效度，

本研究运用CDI评定SCAS的区分效度。

2.4 数据分析

已有的研究表明，Spence (1997)报告的SCAS六相关因子模型不仅适用于澳大利亚儿童和青少年(Spence, 1998; Spence et al., 2003)，而且适用于澳大利亚男孩和女孩(Spence, 1997)。Li等人的研究(2011)表明，SCAS六相关因子模型在中国香港小学儿童中具有跨人口统计亚组(性别、年龄和学校)的不变性。为考察六相关因子模型在中国大陆儿童和青少年群体、男孩和女孩群体中的因子不变性，本研究运用Lisrel8.7以稳健的极大似然估计法分别在不同年龄、性别群体进行多组验证性因素分析。在每一次分析中，均将所有的因子负荷被限定为相等的限定性模型与所有的因子负荷自由估计的非限定性模型进行年龄或性别组的比较。本研究综合从NFI (Normed Fit Index), NNFI (Non-Normed Fit Index), CFI (Comparative Fit Index), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation)和RMR (Root Mean Square Residual)五个统计指标评定模型的拟合优度。鉴于在大样本数据分析中，Δχ2 (delta chi-square)可能是显著的，本研究运用限定性模型与非限定性模型相比较拟合优度指数的变化值(ΔGFI s; the differences in goodness-of-fit indices)评定不同年龄或性别群体焦虑因子结构的不变性(Cheung & Rensvold, 2002)。如果ΔGFI s 值小于或等于.01 (Cheung & Rensvold, 2002)，因子结构的不变性成立。

此外，本研究运用Cronbach’s 系数评定SCAS总量表和亚量表的内部一致性信度，采用皮尔逊积差相关和组内相关系数(ICCs)评定量表的重测信度；本研究也运用皮尔逊积差相关评定量表的集中和区分效度。采用多元方差分析考察焦虑的年龄、性别差异，采用单一样本t检验考察本研究的焦虑得分与国外已有采用相同测量工具的研究所得焦虑得分之间的差异情况，采用SPSS中的EM程序对缺失值进行估计。

3. 结果

3.1 SCAS中文版的因素结构

以已有研究揭示的六相关因子模型为依据(Li et al., 2011; Spence, 1998; Spence et al., 2003)，本研究首先在不同年龄群体(儿童、青少年)考察SCAS六相关因子模型在中国大陆社区样本中的因子不变性。表1的结果显示，非限定性模型的NFI, NNFI, CFI值均大于或等于.95，RMSEA和RMR小于.05，表明非限定性模型在跨年龄组的数据中拟合较好；当所有的因子负荷在不同年龄组被限定为相等时，尽管相对于自由度变化的χ2变化表现出显著的提高，但是，限定性模型的拟合指数依然在可以接受的范围之内，即从非限定性模型到限定

性模型，拟合指数的变化值均小于.01，这一研究发现支持了SCAS六相关因子模型在中国大陆儿童青少年群体中的因子不变性。表2呈现了跨年龄群体的限定性模型中量表的每一题项在各自所属因子的因子负荷。

将儿童青少年的数据合并，进一步考察SCAS六相关因子模型在中国大陆男孩、女孩群体的因子不变性，即焦虑结构的跨性别不变性。如表1所示，限定性模型(因子负荷在男孩与女孩组被限定为相当)与非限定性模型(因子负荷在男孩与女孩组自由估计)相比，尽管Δχ2值是显著的，但是，限定性模型表现出非常好的拟合，拟合指数非常相似于非限定性模型。既然从非限定性模型到限定性模型，拟合指数的变化值小于.01，表明SCAS六相关因子模型在中国大陆男孩和女孩群体中具有因子不变性。表2呈现了跨性别群体的限定性模型中量表的每一题项在各自所属因子的因子负荷。

3.2 SCAS中文版的信度和效度

通过计算Cronbach’s α系数在全样本(1878名被试)中统计SCAS总量表和亚量表的内部一致性信度，结果发现(具体见表3)：总量表的Cronbach’s α值为.92，分离焦虑为.71，躯体伤害恐惧为.64，社交恐惧为.75，恐慌障碍为.80，强迫性神经性障碍为.70，广泛性焦虑障碍为.78。就儿童组而言，总量表的Cronbach’s α值为.92，分量表的Cronbach’s α值为.62 – .79；就青少年组而言，总量表的Cronbach’s α值为.92，分量表的Cronbach’s α值为.66 – .81。就男孩组而言，总量表的Cronbach’s α值为.90，分量表的Cronbach’s α值为.60 – .76；就女孩组而言，总量表的Cronbach’s α值为.93，分量表的Cronbach’s α值为.61 – .82。

为考察SCAS中文版的重测信度，本研究收集了第二组被试样本(儿童330名，青少年319名)，对这些被试的焦虑症状进行间隔4周后的重复测查，结果发现，前后两次测查的焦虑总分在全样本中的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为.78和.87，在儿童群体中分别为.76和.86，在青少年群体中分别为.81和.89。儿童群体中，各具体焦虑症状的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为：分离焦虑.65和.79，躯体伤害恐惧.73和.84，社交恐惧.63和.77，恐慌障碍.63和.77，强迫神经症障碍.59和.74，广泛性焦虑.67和.80。青少年群体中，各具体焦虑症状的皮尔逊相关系数和ICC系数分别为：分离焦虑.75和.85，躯体伤害恐惧.79和.88，社交恐惧.73和.84，恐慌障碍.73和.84，强迫神经症障碍.55和.70，广泛性焦虑.68和.81。

为进一步考察SCAS中文版的集中和区分效度，本研究以第二次招募的649名儿童、青少年作为分析样本，考察了SCAS总量表、分量表得分与SCARED总量表、分量表得分以及CDI总分之间的相关情况。结果发现(见表4)，SCAS总量表得分与SCARED总量表得分之间存在高度相关(r = .82, p < .001)，与CDI总分之间存在中度相关(r = .53, p < .001)。此外，

SCAS亚量表得分与SCARED亚量表得分、CDI总分之间也存在显著相关。

为考察SCAS总量表、分量表得分与SCARED(集中效度)总量表得分之间的相关是否显著高于其与CDI总分之间的相关(区分效度)，本研究采用Meng，Rosenthal和Rubin (1992)提出的相关系数差异显著性检验的方法进行分析，一系列的Z检验结果发现，SCAS总量表、分量表得分与SCARED总分之间的相关显著高于其与CDI总分之间的相关(Z s > 2.58, P s < .01)。这些研究发现表明，SCAS在中国文化背景下具有较好的集中的区分效度。

3.3 焦虑的年龄和性别差异

基于全样本，采用多元方差分析考察焦虑总分和各具体焦虑症状得分是否存在显著的年龄、性别差异，结果发现，年龄主效应(F(6,1869) = 36.85, p < .001, η2 = .11)、性别主效应(F(6,1869) = 50.18, p < .001, η2 = .14)以及年龄和性别的交互作用(F(6,1869) = 3.25, p < .01, η2 = .01)均显著。具体而言(见表5)，青少年的焦虑总分和具体焦虑症状得分显著高于儿童(分离焦虑和躯体伤害恐惧除外)，女孩的焦虑总分和具体焦虑症状得分显著高于男孩(强迫性神经症障碍除外)。

鉴于焦虑总分(F(1,1874) = 9.08, p < .01, η2 = .005)、分离焦虑(F(1,1874) = 8.52, p < .01, η2 = .005)、躯体伤害恐惧(F(1,1874) = 14.91, p < .001, η2 = .008)、社交恐惧(F(1,1874) = 4.57, p < .05, η2 = .002)和广泛性焦虑(F(1,1874) = 9.29, p < .01, η2 = .005)得分存在年龄和性别的交互作用，本研究进行了简单效应检验，结果发现，无论是儿童组还是青少年组，女孩的焦虑得分均显著高于男孩，进一步分析儿童、青少年组的性别差异效果量Cohen’s d，结果发现，青少年组焦虑的性别差异得分显著高于儿童组(见表5)。

3.4 与已有研究的比较

为考察本研究所揭示的中国大陆儿童青少年的焦虑得分与已有采用相同测量工具的研究所揭示的西方儿童青少年的焦虑得分之间的差异情况。本研究进行了一系列单一样本t检验，结果发现(见表6)，中国儿童的焦虑总分与荷兰(Muris et al., 2000; t(995)= 1.88, p > .05)、德国(Essau et al., 2002; t(995)= -1.64, p > .05)儿童的焦虑总分之间差异不显著。然而，就具体焦虑症状而言，与荷兰儿童相比，中国儿童具有较高的分离焦虑、躯体伤害恐惧、社交恐惧、强迫性神经症障碍水平(t s(995)> 3.06, p s < .01)和较低的恐慌障碍、广泛性焦虑障碍水平(t s(995)> 3.16, p s < .01)；与德国儿童相比，中国儿童具有较高的躯体伤害恐惧、恐慌障碍水平(t s(995)> 2.26, p s < .05), 较低的社交恐惧、广泛性焦虑障碍水平(t s(995)≥ 6.13, p s < .001)。

除社交恐惧和广泛性焦虑之外(德国青少年显著高于中国青少年; t s(881)> 4.38, p s

< .001)，中国青少年的焦虑总分和具体焦虑症状得分均显著高于已有研究所揭示的荷兰青少年(Muris et al., 2000; t s(881)> 8.63, p s < .001)和德国青少年(Essau et al., 2008; t s(881)> 7.47, p s < .001)的焦虑得分。

4. 讨论

4.1 SCAS中文版的测量学特征

鉴于中国文化背景下专门测查社区儿童青少年焦虑症状的测量工具十分缺乏(Li et al., 2011)，本研究基于大样本中国大陆社区儿童、青少年群体对SCAS中文版进行了测量学分析。结果发现，与国外开展的多数SCAS测量学研究相一致，(Essau, Sasagawa, Anastassiou- Hadjicharalambous, Guzmán, & Ollendick, 2011; Ishikawa et al., 2009; Spence, 1998; Spence et al., 2003; Whiteside & Brown, 2008)，本研究发现，SCAS在中国文化背景下具有较好的测量学特征，可以用于测查中国大陆儿童青少年的具体焦虑症状。这一研究结论主要基于以下三个衡量标准。

第一个标准是SCAS的因子结构。尽管已有的多数研究显示，Spence (1998) 基于澳大利亚儿童青少年群体构建的六相关因子模型在其它文化背景下的适用性受到质疑，然而，本研究结果支持了Spence的六相关因子模型。具体而言，多组验证性因素分析显示，六相关因子的焦虑结构在中国大陆社区样本中不仅适用于儿童、青少年群体，而且适用于男孩和女孩群体。这意味着《Spence学前儿童焦虑量表》中文版在不同的年龄和性别组不仅具有相同的因子结构，而且每个因子与其所涵盖题项的关联程度也较为一致，表明SCAS的六因子结构模型在中国大陆社区样本中具有较好的适用性。

第二个标准是SCAS的信度。与已有的几项研究相一致(Ishikawa et al., 2009; Spence, 1998; Spence et al., 2003)，本研究发现SCAS总量表具有较高的内部一致性信度和重测信度，SCAS亚量表也表现出较好的内部一致性和重测信度水平。需要指出的是，与已有的多数研究较为一致(Essau et al., 2004; Ishikawa et al., 2009; Spence, 1998; Spence et al., 2003)，较之其它亚量表，躯体伤害恐惧的内部一致信度相对低一些。原因可能在于，该亚量表包括一些能够唤起儿童的恐惧但相互之间联系程度不是很强的刺激物，如怕黑、怕狗、怕高等。这似乎表明该亚量表的单个项目分比项目维度分具有更好的适用性(Whiteside & Brown, 2008)。

第三个标准是SCAS的效度。与已有研究相一致(Muris et al., 2000; Muris, Merckelbach, et al., 2002)，本研究发现，SCAS总量表与SCARED总量表之间存在高度相关，SCAS亚量表

与SCARED对应亚量表之间也存在较高程度的相关，这一研究发现支持了SCAS的集中效度。此外，本研究还发现，SCAS总量表和亚量表得分与CDI总分之间呈显著相关，这可能是因为儿童青少年的焦虑、抑郁情绪存在较多的共病现象(Costello, Egger, & Angold, 2005)。然而，值得注意的是，SCAS总量表和亚量表得分与SCARED总分之间的相关程度显著高于其与CDI总分之间的相关程度，这支持了SCAS的离中效度，即该量表主要测查了儿童的焦虑症状而不是抑郁症状。

总之，《Spence儿童焦虑量表》在中国大陆儿童青少年群体具有较好的测量学特征，可以用于测查我国儿童青少年的焦虑障碍症状。

4.2 焦虑的年龄和性别差异

整体而言，本研究的结果表明中国青少年的焦虑症状水平显著高于儿童，这一研究发现尽管与西方已有研究有所不同(Muris et al., 2000; Spence et al., 2003)，但是与国内已有研究则较为一致(Su et al., 2008)。这一研究发现可能与中国文化环境和青少年的认知发展水平有关。首先，中国文化背景下的压力性教育环境可能助长了中国青少年的焦虑症状水平。具体而言，在中国，初中时期的教育是9年义务教育的最后三年，几乎所有的小学生都有机会升入初中进一步接受教育。然而，对于初中生而言，只有毕业考试分数超过一定划界分的学生才能升入重点高中进行学习，成绩相对差一些的学生只能进入职业高中或私立学校进一步接受教育(Li & Prevatt, 2008)。而我国人们普遍认为，学生所接受的高中教育水平可能直接影响了他们未来可能接受的高等教育水平，并进而影响他们的职业选择以及成年时期的生活水平(Fonseca, Yule, & Erol, 1994)。基于上述认识，我国初中青少年具有较高的焦虑症状水平也就不难理解。其次，我国青少年较高的焦虑症状水平可能与他们提升的社会认知能力有关。中国的社会化教养实践强调自我控制、情感限制和对权威人物的服从，青少年提升的社会认知能力可能使得他们对社会规范更加敏感，从而引发了他们较高水平的焦虑情绪(Chen et al., 1997; Dong et al., 1994; Xie & Leong, 2008)。

本研究还发现，中国儿童青少年的焦虑得分存在显著的性别差异，即女孩的焦虑得分显著高于男孩(强迫性神经症障碍除外)，这与中西方已有的多数研究发现较为一致(Essau et al., 2008; Li et al., 2008; Muris et al., 2000; Spence, 1998; Spence et al., 2003)。尽管这一研究发现目前尚无清晰的原因可以解释。但是，有研究指出，女孩可能生来就比男孩更容易担忧或焦虑(Lewinsohn, Gotlib, Lewinsohn, Seeley, & Allen, 1998)。此外，女孩较高的焦虑症状水平可能与父母的社会化教养行为有关。例如，当女孩表现出恐惧或担忧时，父母一般会表示呵护或关心；与之相对应，当男孩表现出恐惧、担忧情绪时，父母可能会批评他们没有―男子汉‖

气概(Ginsburg & Silverman, 2000; Ollendick, Yang, Dong, Xia, & Lin, 1995)。需要指出的是，本研究还发现，较之儿童群体，青少年群体中焦虑症状的性别差异更加明显。这一发现似乎表明，个体的生活或学业压力越大，他们的焦虑症状水平越高。

4.3 与已有研究的比较

本研究假设，中国大陆社区儿童青少年群体的焦虑症状水平显著高于已有采用相同测量工具的研究所揭示的西方儿童青少年的焦虑症状水平。与这一研究假设不尽一致，跨研究比较的结果表明，中国儿童与荷兰(Muris et al., 2000)、德国(Essau et al., 2002)儿童的焦虑症状基本处于相同的水平；然而，中国青少年的焦虑症状却显著高于荷兰(Muris et al., 2000)和德国(Essau et al., 2002)青少年。这似乎表明，中国文化背景下的社会化教养实践可能对青少年施加了更大的压力，从而引发了他们较高水平的焦虑情绪。未来研究需进一步探讨中国的社会化教养实践影响青少年焦虑症状的潜在机制。

4.4 研究局限

本研究在方法上存在以下几项局限。第一，本研究被试为社区儿童青少年群体，研究结果是否可以推广应用至临床儿童青少年群体尚待研究的进一步检验；第二，本研究被试主要来源于山东省济南市，尚不清楚研究结果是否可以适用于中国其它地区的儿童青少年群体，未来研究需从中国多个地区选取具有代表性的样本验证本研究的结果；第三，本研究数据主要基于被试的自我报告。尽管多数研究普遍认为这种数据收集方式是考察儿童内隐的心理问题的重要方式(Crocetti et al., 2009; Essau et al., 2011)，未来研究仍然需要采用多主题评定的方式对本研究发现做进一步验证。第四，本研究仅仅以SCARED和CDI为校标，考察了《Spence儿童焦虑量表》中文版的集中和离中效度，未来研究需综合招募临床和社区样本，考察量表的区分效度，以期揭示该量表是否可以将焦虑和非焦虑儿童区分开来。

尽管存在上述研究局限，本研究却是国内首项基于大样本社区儿童青少年群体考察SCAS在中国大陆适应性的研究。鉴于SCAS实施起来较为方便，可以作为评定中国儿童青少年具体焦虑症状的有效工具。

致谢

本研究受到中国教育部人文社会科学研究项目(11YJA190017, Wang)和山东省强化建设重点学科项目经费资助。在此，我们对所有对本研究做出贡献的老师、家长和同学表示感谢！参考文献

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15

表1 不同年龄(儿童、青少年)、性别(男、女)组的因子不变性检验结果

注: NFI = Normed Fit Index; NNFI = Non-Normed Fit Index; CFI = Non-Normed Fit Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; RMR = Root Mean Square Residual.

模型

χ2

df p NFI NNFI CFI RMSEA RMR

跨年龄组的不变性 非限定性模型 限定性模型 5278.58 5438.04

1300 1338

<.001 <.001

.95 .95

.96 .96

.97 .97

.049 .048

.042 .047

跨性别组的不变性 非限定性模型 限定性模型

5133.64 5299.33

1300 1338

<.001 <.001

. 95 .95

.97 .97

.97 .97

.046 .046

.045 .048

表2 多组验证性因素分析的因子负荷

题项分离焦虑

C A M F 躯体伤害恐惧

C A M F

社交恐惧

C A M F

恐慌障碍

C A M F

强迫神经障碍

C A M F

广泛性焦虑

C A M F

5.要我自己一个人呆在家里，我会害怕

8.离开父母的话，我会焦虑

12. 我担心家里有人会出事

15.如果要我自己一个人睡觉，我会感到害怕

16.早上去学校的时候我很苦恼，因为我感到紧张或者说是害怕44. 如果我得离家在外过夜的话，我会感到害怕

2. 我害怕黑

18. 我害怕狗

23.我害怕去看医生或牙医

25. 我害怕待在高处或电梯里

33. 我害怕小虫子或蜘蛛

6. 要考试时我会感到害怕

7. 我害怕用公共厕所或公共浴室

9.我生怕自己在别人面前出丑

10. 我担心我的功课做得很差

29.我担心其他人如何看待我

35.我很害怕在全班同学面前讲话

13.不知为什么我会突然觉得自己好像透不过气来

21.不知为什么我会突然颤抖或发抖

28.如果我不得不乘车(如汽车或火车)旅行，我会感到害怕

30. 我害怕待在拥挤的地方（如购物中心、电影院、公共汽车、热闹的游乐场）

32. 不知为什么我会突然觉得非常害怕.66 .71 .70 .58

.56 .60 .58 .56

.45 .45 .46 .48

.59 .66 .65 .54

.33 .35 .34 .37

.61 .67 .63 .59

.70 .75 .69 .65

.36 .37 .37 .32

.43 .45 .46 .38

.52 .50 .53 .49

.51 .51 .49 .39

.51 .47 .50 .47

.40 .39 .41 .33

.73 .76 .74 .76

.62 .62 .60 .66

.69 .70 .70 .71

.45 .44 .46 .44

.62 .60 .62 .62

.57 .53 .55 .58

.40 .41 .41 .34

.35 .37 .36 .30

.67 .71 .71 .67

16

17

注: C = 儿童; A = 青少年; M = 男孩; F =女孩.

34.不知为什么我会突然感到头晕或虚弱 36. 不知为什么我的心会突然跳得很快

37.即使没有任何可怕的事情，我仍然担心会突然产生一种恐慌感 39.我害怕待在狭小、封闭的地方，比如隧道或者小房间

14.我必须不断检查自己有没有把事情做好（比如开关关好了没有，门锁好了没有）

19. 我似乎无法摆脱头脑中的一些不好或愚蠢的想法

27.我不得不去想一些特殊的想法（如数字或词语）以阻止一些不好的事情发生

40.我不得不反复做一些事情（如洗手，打扫卫生，或按固定次序摆放东西）

41.我被头脑中一些不好的或愚蠢的想法或形象所困扰 42.我不得不以恰当的方式去做某些事以阻止坏事的发生 1. 我对一些事情感到担心

3. 一遇到问题，我的胃部就有不舒服的感觉

4.我感到害怕

20. 当我遇到问题时，心会跳得很快 22.我担心不好的事情会发生在自己身上 24. 当我遇到问题时，我感到紧张不安

.62 .59 .63 .59 .65 .58 .64 .62 .68 .70 .70 .68 .49 .49 .51 .43

.37 .38 .37 .41

.70 .69 .70 .70 .45 .48 .45 .51

.29 .29 .29 .31

.76 .77 .76 .76 .47 .52 .47 .54

.56 .60 .59 .61 .43 .38 .43 .39 .55 .63 .58 .56 .64 .62 .64 .65 .68 .69 .68 .72 .66 .66 .67 .67

表3 SCAS总量表和亚量表的Cronbach’s ɑ系数

全样本儿童青少年男孩女孩

总量表

分离焦虑

躯体伤害恐惧社交恐惧

恐慌障碍

强迫冲动障碍广泛性焦虑.92

.71

.64

.75

.80

.70

.78

.92

.72

.62

.75

.79

.67

.75

.92

.71

.66

.72

.81

.72

.78

.90

.67

.60

.71

.76

.68

.74

.93

.73

.61

.76

.82

.74

.80

18

表4 SCAS与SCARED和CDI得分之间的相关

SCAS

焦虑总分分离焦虑躯体伤害恐惧社交恐惧恐慌障碍强迫神经障碍广泛性焦虑SCARED

焦虑总分

分离焦虑

社交恐怖

躯体化/恐慌障碍学校恐怖

广泛性焦虑

CDI

抑郁总分.82

.66

.56

.72

.46

.71

.53

.63

.71

.40

.48

.31

.48

.33

.46

.44

.35

.37

.22

.34

.26

.65

.45

.52

.51

.40

.61

.48

.72

.49

.44

.73

.44

.60

.53

.52

.41

.35

.44

.28

.48

.30

.71

.48

.46

.67

.42

.65

.49

注：所有的相关均在0.001水平上显著。

19

表5 不同年龄、性别组焦虑总分和具体焦虑症状得分的比较(M ± SD)

儿童

男孩女孩Cohen’s d

青少年

男孩女孩Cohen’s d

性别组

男孩女孩Cohen’s d F

年龄组

儿童青少年Cohen’s d F

分离焦虑躯体伤害社交恐惧恐慌障碍强迫障碍广泛性焦虑焦虑总分

3.07±3.03

2.80±2.67

3.48±3.24

2.21±

3.17

4.23±3.32

3.36±2.97

19.14±13.94

4.04±3.57

4.37±3.21

4.39±3.56

3.29±

4.06

4.00±3.34

3.83±3.18

23.92±16.77

0.293

0.532

0.268

0.297

0.069

0.201

0.310

2.63±2.51

2.40±2.53

4.55±3.04

2.82±

3.31

5.27±3.49

4.42±3.00

22.10±13.44

4.44±3.15

5.01±3.15

6.12±3.30

4.53±4.23

5.25±3.51

5.77±3.23

31.12±16.30

0.636

0.914

0.495

0.450

0.006

0.433

0.604

2.87±2.81

2.62±2.61

3.97±3.20

2.49±

3.25

4.70±3.44

3.84±3.03

20.49±13.79

4.23±3.38

4.68±3.19

5.23±3.54

3.89±

4.19

4.61±3.47

4.77±3.34

27.40±16.93

0.438

0.707

0.374

0.373

0.026

0.292

0.448

93.58***

242.23***

66.34***

66.05***

0.60

40.34***

96.59***

3.53±3.34

3.55±3.04

3.91±3.43

2.73±

3.66

4.12±3.33

3.58±3.08

21.43±15.54

3.55±2.99

3.73±3.14

5.35±3.27

3.69±3.90

5.26±3.50

5.11±3.18

26.68±15.62

0.006

0.058

0.430

0.254

0.334

0.489

0.335

0.02

0.83

84.61***

28.84***

53.03***

110.44***

52.33***

20