摘要

語言、空間和聽力質量量表(SSQ)被開發用來測量一係列聽力障礙。五項SSQ版本(SSQ5)主要是根據聚類分析開發的，而十二項精簡版(SSQ12)則是根據原始完整版SSQ的專家意見手工製作的。兩種版本都可用於篩選聽力障礙。本研究的目的是評估SSQ5和SSQ12的一致性程度，以及它們作為獨立實體收集時的心理測量特性。共收集了47名SSQ5和SSQ12聽力損失患者。結果表明，SSQ12組的個體總分持續低於SSQ5組。類內相關係數(ICC=0.79)極好，表明SSQ5和SSQ12之間具有較高的一致性。因子分析顯示SSQ5和SSQ12之間的心理測量強度相似。然而，由於SSQ12包含了一個額外的分離和識別聲音的因素，我們建議使用SSQ12而不是SSQ5來進行聽力障礙的臨床篩查。

關鍵字

演講;聽力量表的空間與質量;短版;SSQ5;SSQ12;篩選

簡介

聽力損失不僅僅包括聽力障礙的存在。在評估患者的聽力障礙(或稱為聽力障礙和殘疾)時，還需要考慮另外兩個因素。這兩個因素是由於日常的損傷所經曆的困難的程度。根據《國際缺陷、殘疾和障礙分類[1]》，“聽力障礙”是一種可測量的聽覺係統功能障礙，而“聽力障礙”和“聽力障礙”是與個人聽力功能相關的主觀聽覺和非聽覺困難。在最近修訂的第二版《國際殘疾人國際標準》[2]中，報告稱“障礙”一詞已過時，可與“殘疾”互換。在大多數臨床中，聽力損傷的測量是綜合聽力評估的一部分，如語音測試和純音測聽;然而，聽力障礙和障礙不是。聽力障礙和障礙評估是很重要的，因為聽力缺陷包括理解噪音和糟糕的聽覺流、辨別語音來源和競爭噪音的困難，所有這些都包括日常聽覺和非聽覺困難[3,4]。雖然術語“障礙”更常被術語“殘疾”所取代，但障礙的含義應在臨床評估中保持存在並加以處理。為了適當地製定聽力目標和聽覺治療計劃，收集空間聽力到聽力障礙和障礙的信息，除了測量損傷，可以幫助調整和增加治療方法的具體細節。

語音、空間和聽力質量問卷[4]是一份包含50個項目的自我報告評估，用於衡量一係列聽力障礙，包括:在多個相互競爭的語境中聽力，關於聲音方向、距離和運動的空間聽力，最後是聽力努力注意的聽力質量，語音可理解性，識別不同的音樂語境和日常聲音。這些項目可以被分為三個子量表:言語、空間和聽力質量，言語共計14個項目，空間共計17個項目，質量共計19個項目。盡管最初的版本包含50個項目，但據報道有一個項目被省略了(質量#15)，因為缺失率高，且患者[4]之間不相關。為了詳細說明，質量項目#15涉及擴增使用，如果沒有使用擴增的曆史，這並不適用於所有完成量表的個體。在0-10的範圍內，每個子量表的總分可以是平均的，也可以是三個子量表的綜合平均分。

SSQ在實證研究中被用於了解各種幹預措施的效果，包括但不限於:雙側助聽器[3,5-7]、人工耳蝸植入物[8-11]、雙峰式植入物[12]和骨錨式助聽器[13,14]。完整版SSQ被用於兒科的調查，兒童使用改良版SSQ來滿足聽力損失兒童的教師和家長填寫問卷的需要，而所有年齡的聽力敏感性正常的成人人群則使用完整版SSQ進行調查[15,16]。開發了另外兩個版本，一個比較放大前後幹預的效益，第二個版本比較兩組幹預(例如兩種不同的助聽器)，每個版本都是從SSQ[17]的完整版本發展而來的。SSQ- b和SSQ- c版本查詢的問題與原版完整版SSQ相同，但使用了不同的評分標準，-5表示“更糟”，0表示“不變”，+5表示“好得多”。

需要注意的是，在最初的SSQ開發論文中，由於樣本量較小，Gatehouse和Noble[4]沒有進行因子分析來探索量表的因子結構。阿克羅伊德和他的同事[18]完成了對完整版SSQ數據中的48個項目的因子分析，這些數據收集自1200名十年來聽力受損的成年聽眾。分析中遺漏了兩個項目，其中一個項目也從最初的Gatehouse和Noble[4]版本中遺漏了，這是由於質量子量表中#15和#16項目的漏報率或未回答項目的數量很高。據報道，共有14個項目的言語，17個項目的空間和17個項目的素質子量表是通過訪談方式進行管理。該研究確定了三個不同的因素:“言語理解”、“空間感知”和“清晰度、分離和識別”，也被稱為言語、空間和聽力質量。結果表明，在無助聽器的受試者中，自述聽力障礙的總方差為52.4%，使用一種助聽器的受試者為48.7%，使用兩種助聽器的受試者為51.9%。此外，其他研究表明，完整版SSQ的測試-重測信度從中等到較強(0.65-0.83)，而Cronbach 's alpha總體上是優秀的(0.88-0.97)。看來，給藥方式(麵談與自我給藥)可能會影響問卷的心理測量強度[18-20]。

為了各種目的，已經開發和研究了SSQ的簡化版本。例如，SSQ的五項版本(SSQ5)是為了篩選聽力障礙[20]而開發的。Demeester和她的同事[20]調查了SSQ5的篩選可靠性，以及將自我報告的聽力障礙或對個人執行日常聽力任務能力或殘疾的感知納入實踐的益處。使用聚類分析和邏輯回歸分析來開發SSQ5的篩選問卷，以證明收集聽力障礙數據的好處，而不是向患者詢問“您是否有聽力損失”的一般性問題。SSQ5的項目涉及特定場景的聽力能力附件我．SSQ5似乎是篩選聽力障礙的可行工具。此外，Mertens、Punte和Van de Heyning[21]從完整版SSQ中提取了適當的項目，以調查一組人工耳蝸植入(CI)患者的SSQ5。結果表明，使用SSQ5可以提供足夠的信息來發展CI人群的殘疾概況。Cronbach 's alpha為0.73表明，當應用於CI用戶時，SSQ5具有良好的內部一致性。類內相關係數(ICC)為0.78，表明SSQ5與完整版SSQ具有較高的一致性。然而，應該注意的是，在他們的研究[21]中，沒有報道SSQ5的因素結構。

該問卷的另一個簡短版本稱為SSQ12，用於評估臨床研究和康複環境中的聽力障礙[22]。這十二項在附錄二世．SSQ12是在完整版SSQ的49個項目基礎上開發的。最初的項目選擇由三個獨立的網站選擇他們的12個項目組成。後續的項目選擇需要基於兩個術語選擇項目，1)兩個站點中相似的項目，包括10個項目，2)三個站點中兩個站點提名的項目被保留，這是完成SSQ12的最後兩個項目。SSQ5和SSQ12之間重疊的三個項目是空間#9(“判斷聲音的距離”)、品質#9(“日常聲音的清晰度”)和品質#14(“聽時需要集中注意力”)。Noble和他的同事[22]建議將SSQ12與12項聽力障礙問卷[4]結合起來，以獲取有關聽力障礙和障礙的信息。通過這樣做，預期聽力健康臨床醫生和研究人員可以對幹預前殘疾和障礙有一個全麵的了解，以最佳實踐[22]提供護理。沒有SSQ12的心理測量強度報告。

就可訪問性而言，到目前為止，SSQ的完整版本以多種語言提供，包括法語、波蘭語、南非荷蘭語、西班牙語、土耳其語、意大利語和日語。SSQ12已經被驗證為以下語言:阿拉伯語、丹麥語、荷蘭語、德語和瑞典語。但是，目前還沒有其他語言的SSQ5驗證版本。值得一提的是，SSQ (SSQ6)有一個六項版本。它是為研究目的而開發的[22]。目前，SSQ12和SSQ5是臨床篩查的兩種主要短形式。

對於臨床醫生來說，了解為什麼以及如何製定自我愛的測量方法以及這些測量方法應該如何在臨床中使用是至關重要的。當同一份問卷有多個版本可用時，問應該選擇哪個版本是合乎邏輯的。我們可以用任何一種形式得到總體相似的評估嗎?我們是否可以假設，5項SSQ5和12項SSQ12與最初的50項SSQ測試一樣，測量的是同一方麵的聽力?

本研究的目的有兩個:1)評估兩個獨立發表的清單縮短版本SSQ5和SSQ12之間的一致性;2)比較SSQ5和SSQ12作為獨立實體收集時的心理測量特性。

方法

參與者

共有54名參與者是在當地診所和口碑轉診中招募的。其中47人符合入選條件，因為他們1)年齡超過18歲，2)四頻純音空氣傳導閾值平均(4 PTA)為500hz, 1000hz, 2000hz和4000hz的雙耳均低於25db HL。傳導性聽力損失被排除在研究之外。年齡從18歲到89歲，中位年齡為64歲。所有參與者的母語都是英語。對參與這項研究的人提供了補償。在47名聽力損失的參與者中(24名女性;雄性23例)，雙側對稱型SNHL 33例，非對稱型SNHL 13例，非對稱混合型聽力損失1例。47人中有32人是雙側助聽器使用者，2人是單側助聽器使用者。聽力損失的程度從輕微到嚴重-嚴重不等。 Average air-conduction thresholds with standard deviations for 47 participants are displayed in Figure 1. The average educational level was 16.6 years (SD=2.98). The local institutional review board approved the project.

圖1:左(X)和右(O)耳的平均閾值。誤差條表示一個標準偏差。

過程

在一個經過音響處理的展台中，對所有參與者進行了純音空氣(八度頻率250-8000 Hz)和骨傳導(八度頻率500-4000 Hz)聽力測試。聽力測試結束後，受試者使用紙和筆填寫問卷。管理SSQ5和SSQ12的命令得到了平衡。對於這34名助聽器使用者，他們被要求在沒有輔助的情況下回答問題。所有的問題都得到了獨立的回答;在短版本的SSQ中，沒有任何項目是空白的;研究中收集的所有問卷都被認為是有效的。此外，參與者被要求填寫老年人聽力障礙量表篩查版[24]，沒有項目留空。

數據分析

SSQ5和SSQ12的比較:分別報道了SSQ5和SSQ12的項目和總分的描述結果。當收集到同一組參與者的獨立實體時，然後使用配對t檢驗來評估SSQ5和SSQ12之間的總得分差異。最後，通過類內相關係數(ICC)來評估SSQ5和SSQ12之間的重複性。

SSQ5和SSQ12的因子分析:在進行因子分析之前，分別進行巴特利特球度檢驗和Kaiser-Meyer-Olkin (KMO)抽樣充分性測量，以確定因子分析是否適當。項目清單響應包含因子分析的源數據。在主成分分析的基礎上進行探索性因子分析(EFA)。EFA是一種識別一組變量的潛在結構的方法。根據EFA結果建立了初步模型。在解釋和標記這些因子時，采用了任意的但常規的0.40的因子負荷閾值和1.0的特征值閾值。一個給定因子的特征值測量了該因子所包含的所有變量的方差。在主成分分析的初始分解方法之後使用Promax旋轉。這種斜旋轉方法假設因素之間不是獨立的，因為我們相信潛在的結構是相關的。使用Cronbach 's α係數和項目-總相關係數來評估每個短版本SSQ的內部信度。 Finally, the sensitivity of the questionnaires was assessed comparing differences between mild versus moderate-to-severe hearing loss as well as between mild-moderate versus significant hearing handicap for all 47 participants. For all tests, statistical significance was defined as a p<0.05. Data were analyzed using Statistical Analysis System (SAS) v. 9.4.

結果

SSQ5和SSQ12的比較

從獨立實體收集的SSQ5和SSQ12的平均總分分別為5.47 (SD=1.86)和4.61 (SD=1.75)。配對t檢驗顯示，SSQ5和SSQ12的平均總分之間有0.85 (SD=0.85)的顯著差異(t46=6.89, p<.0001)。SSQ5和SSQ12之間差異的95%置信區間為(0.60,1.10)。然而，在SSQ5和SSQ12的三個重疊單項(空間#9、品質#9和品質#14)之間沒有發現顯著差異。SSQ5和SSQ12的單項得分和總分顯示在一個框狀圖中(圖2)。SSQ5最難的項目是質量#14(平均值=4.24;SD = 2.96)。然而，在SSQ12中，最困難的項目是演講#4“與五個有視力的人在噪音中交談”(平均值=2.56;SD = 2.17)。

圖2:從47名參與者的SSQ5(麵板A)和SSQ12(麵板B)中每個項目的得分的箱形圖。方框代表中間50%的數據。包圍盒子的上下外側線代表25^th和75年^th百分位數。實水平線表示中位數。須表示每個項目的非異常值的最大值和最小值。圓圈代表離群值。

類內相關係數(ICC)

類內相關係數(ICC)用於研究從不同實體收集的SSQ5和SSQ12之間的重複性。ICC的範圍在[-1，+1]之間。總分的ICC為0.79，表明SSQ5和SSQ12之間存在較高的一致性。

階乘的有效性

五個項目和十二個項目的問卷回答構成了因子分析的源數據。我們分別對SSQ5和SSQ12數據集進行了因子分析，但為了比較目的，將它們的結果放在一起報告。巴特利特球度檢驗結果表明，樣本互相關矩陣均不來自具有單位矩陣的總體(SSQ5: χ²=68.9,df=10, p<.0001;SSQ12: χ²=372.7,df=66, p<.0001)。SSQ5和SSQ12的KMO總分分別為0.65和0.81。考慮到這些結果，對當前數據進行因子分析是合適的。用碎石圖(即顯示特征值和相關因子數量的簡單線段圖)和特征值來確定研究的因子數量。

提取SSQ5的兩個因子(特征值>1.0)，占因子分析SSQ5數據方差的73.3%。因子1(特征值= 2.5;50.6%的差異被稱為語音理解，包括項目語音#8(“忽略相同音調的幹擾聲音”)，品質#9(“日常聲音的清晰度”)和品質#14(“聽時需要集中注意力”)。這個因素的方差最大。因子2(特征值= 1.1;22.7%的方差)，被稱為空間感知，包括空間#3(“將說話者側向向左或向右”)和空間#9(“判斷車輛的距離”)。

提取了SSQ12的3個因子，占SSQ12數據方差的74.6%。因子1(特征值= 6.2;51.5%的差異被稱為語音理解，包括演講#1(“與一個人說話時開著電視”)，演講#4(“與五個人在嘈雜的視野中交談”)，演講#10(“與一個人交談並跟著電視”)，演講#11(“在許多人交談時跟隨一個對話”)，演講#12(“跟隨對話而不遺漏新說話者的開頭”)，品質#9(“日常聲音的清晰度”)，以及品質#14(“聽時需要集中注意力”)。該因素在SSQ12數據中占了最大的方差。因子2(特征值= 1.5;12.7%的方差)，被稱為空間感知，在空間#6(“定位狗叫”)、空間#9(“判斷車輛的距離”)和空間#13(“識別車輛是靠近還是後退”)上卸載。因子3(特征值= 1.3;10.5%的方差)，被稱為聲音的分離和識別，包括品質#2(“聲音出現混亂”)和品質#7(“音樂中的樂器識別”)。表1和表2分別顯示了SSQ5和SSQ12各因子的旋轉載荷。

SSQ5上每個項目的共通性值在0.53到0.85之間。由於公共性表示該項目的共同方差的比例，結果表明，空間#9和空間#3的變異可以用因子分析最好地解釋。這兩個項目的社群度都大於80%。最小的群體是品質9，但它仍然可以解釋53%的自我報告聽力障礙的差異。SSQ12上每個項目的共通性值在0.51到0.88之間。5個項目(演講#1，空間#6，空間#9，品質#2和品質#7)，社群性大於80%。

項目	因子1	因子2
演講# 8	0.86	-
空間# 3	-	0.92
空間# 9	-	0.91
品質# 9	0.55	-
品質# 14	0.87	-

表1:SSQ5(旋轉方法:Promax)的5個和12個項目的各因子載荷。隻顯示大於0.40的負載(n=47)

項目	因子1	因子2	因子3
演講# 1	0.91	-	-
演講# 4	0.76	-	-
演講# 10	0.86	-	-
演講# 11	0.93	-	-
演講# 12	0.76	-	-
空間# 6	-	0.92	-
空間# 9	-	0.93	-
空間# 13	-	0.79	-
品質# 2	-	-	0.91
品質# 7	-	-	0.85
品質# 9	0.58	-	-
品質# 14	0.72	-	-

表2:SSQ12的5個和12個項目的各因子載荷(旋轉方法:Promax)。隻顯示大於0.40的負載(n=47)

SSQ12上最小的社區是品質#9，價值為51%。

可靠性

一般來說，Cronbach 's係數α值在0.70或更高時，表明心理測量儀器具有良好的可靠性。結果顯示，本研究中SSQ5的Cronbach 's係數α為0.75,SSQ12為0.91。SSQ5和SSQ12的項目-總相關性分別為0.41 - 0.58和0.37 - 0.79(表3)。

SSQ5項	項目合計相關性		SSQ12項
演講# 8	0.58	0.73	演講# 1
空間# 3	0.50	0.79	演講# 4
空間# 9	0.58	0.70	演講# 10
品質# 9	0.52	0.73	演講# 11
品質# 14	0.41	０．７５	演講# 12
		0.59	空間# 6
		0.65	空間# 9
		0.65	空間# 13
		0.37	品質# 2
		0.51	品質# 7
		0.63	品質# 9
		0.63	品質# 14

表3:SSQ5和SSQ12中每個項目的項目-總相關係數(n=47)

靈敏度

我們通過比較輕度聽力損失(較好的4PTA≤40 dB HL)和中度至重度聽力損失(較好的4PTA>40 dB HL)參與者之間的評分來評估SSQ5和SSQ12的敏感性。在47名聽力損失的參與者中，25人是輕度聽力損失，22人是中度到重度聽力損失。我們預計輕度聽力損失的參與者報告的聽力障礙要比中度到重度聽力損失的參與者少。來自雙尾獨立樣本的結果t測試顯示這兩組在短SSQ (t45 = 4.31,p<。SSQ5和t45 = 3.68,p=。在SSQ12中，分別為0006)，自述的聽力障礙在中度至重度聽力損失的參與者中更為嚴重。此外，我們還評估了有和無顯著聽力障礙(HHIE-S≥26)患者的SSQ5和SSQ12評分差異。在47名聽力損失的參與者中，25人經曆了明顯的聽力障礙。雙尾獨立樣本t檢驗顯示兩組間SSQ5 (t45 = 2.96,p=.005)及SSQ12 (t45 = 2.50,p= 0.02)，有顯著聽力障礙的參與者自述聽力障礙更為嚴重。圖3顯示了每個子集組的SSQ5和SSQ12的平均總分(帶標準差);A組是輕度和中度到重度聽力損失患者之間的比較;B組為有或沒有嚴重聽力障礙的人士設。

圖3:麵板A:輕、中、重度聽力損失患者SSQ5和SSQ12總分的比較。輕度和中度-重度聽力損失定義為四種頻率較佳耳純音平均值(4PTA)分別<40 dB HL和≥40 dB HL;分組B:用篩查版《老年人聽力障礙量表》(hie - s)測量的有和沒有明顯聽力障礙的人在SSQ5和SSQ12總分的比較。顯著障礙定義為HHIE總分≥26分。符號“*”表示p<.05。

討論

本研究旨在比較兩個簡化版的言語、空間和聽力質量量表SSQ5和SSQ12在一致性方麵的差異，並比較它們之間的心理測量特性。結果表明，相對於第一個目標，SSQ12的總分低於SSQ5。圖4顯示了SSQ12平均總分數與SSQ5平均分數的散點圖。結果顯示，大多數點與對角線對齊，但也在對角線以下。這表明大多數SSQ12總分低於SSQ5總分。這意味著，在同一組參與者中，從SSQ12中測量到的自我報告聽力障礙比從SSQ5中測量到的更嚴重。另一方麵，組內相關係數為0.79，說明兩份問卷的一致性極好。我們推測，從目前的研究來看，這兩份問卷可能並不完全測量聽力障礙的相同方麵。雖然SSQ5的5個項目中有3個與SSQ12重疊，但與聲音分離和識別相關的項目沒有包含在SSQ5中。換句話說，兩個版本都評估了語音理解和空間感知方麵的聽力障礙，但在SSQ5中沒有測量聲音的分離和識別。

圖4:SSQ12總分作為SSQ5總分函數的散點圖(n=47)。

相對於第二個目標，我們將本研究的結果與Akeroyd等人[18]的完整版SSQ的因子結構進行了比較。SSQ5和SSQ12分別提取了2個和3個因子。阿克羅伊德和他的同事[18]報告說，48個條目中有35個條目加載了3個相似的因素。SSQ的完整版本和兩個簡短版本中的因子1反映了語音理解。完整版本的大部分演講項目和兩個縮短版本的所有演講項目(SSQ5的演講#8和SSQ12的演講#1、#4、#10和#11)加載在因子1上。同樣，對於與空間聽力相關的因子2，所有空間項目，包括SSQ5和SSQ12之間的三個重疊項目空間#9中的一個，在兩個縮短版的問卷中加載在相同的因子上。完整版本中的大部分空間道具也會加載到因子2中。然而，對於完整版本的SSQ，空間#3並沒有加載這個因子，但是對於SSQ5，它加載了因子2。

回想一下，SSQ5隻提取了兩個因素，而SSQ12和SSQ完整版本提取了三個因素。因素3是關於聲音的分離和識別。SSQ12中的兩個品質項目(品質#2和#7)加載在因子3上。盡管完整版SSQ中的大部分品質項目，包括品質#9，都加載在因子3上，但品質#14並不在其中。相反，有人建議，這一項可能形成第四個因素標簽的聽力努力在其他地方[18]。有趣的是，在目前的研究中，SSQ5和SSQ12之間的三個重疊項中的兩個(品質#9和品質#14)加載在兩個縮短版本的語音理解因子1上。鑒於聲音的清晰度(品質#9)和聽力的努力(品質#14)對語音理解都很重要，這可以解釋為什麼這兩項被放在了品質1上。雖然在各因素的項目加載方麵有一些微小的差異，但在當前的研究中，SSQ12和完整版SSQ具有相似的因素結構。另一方麵，由於SSQ5的兩個因素與其他兩個相同，它仍然可以被認為具有與原始版本SSQ相似的因素結構。

關於兩份問卷的內部一致性，需要注意的是，SSQ5的Cronbach 's係數(α=0.75)低於SSQ12的Cronbach 's係數(α=0.91)。這意味著，SSQ5的誤差方差可能為0.44 (1.00-0.75 × 0.75)，而SSQ12的誤差方差為0.17 (1.00-0.91 × 0.91)。由於開發SSQ5或SSQ12的作者在他們的研究中沒有報告Cronbach 's alpha[20,22]，我們無法進行比較。本研究中觀察到的SSQ5 Cronbach 's alpha值較低的原因之一可能是由於SSQ5的項目數量少於SSQ12。由於Cronbach 's alpha不是決定信度的唯一參數，我們不能假設SSQ5的信度比SSQ12低。事實上，另一個可靠性參數，項目-總數相關性，在兩份清單之間是相似的。

臨床應用

臨床醫生有一係列的材料來評估患者，有時可能很難選擇最好的選擇，因為有許多促成因素。測試時間的長短可能是幫助臨床醫生做出決定的因素之一。毫無疑問，與12項問卷相比，5項問卷的管理時間更短，但考慮到兩項問卷都相對較短，兩者之間的測試時長不應該有顯著差異。SSQ5和SSQ12之間的權衡可能依賴於與聲音分離和識別相關的兩個項目。因為SSQ5不包括這兩項，它不能像SSQ12那樣在同一時期內給臨床醫生一個患者聽力障礙的完整概況。基於本研究的結果，我們建議在繁忙的臨床中使用SSQ12而不是SSQ5進行篩查。

結論

總而言之，與SSQ5相比，使用SSQ12可能會導致同一個人自述聽力能力較差。然而，這兩個簡短版本之間的一致性相對較高。在本研究中，SSQ5和SSQ12具有相似的心理測量強度，但與SSQ5相比，SSQ12可能具有提供聽力障礙完整資料的優勢。

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條信息

文章類型:研究文章

引用:Ou H, Kim E(2017)語音、空間和聽力質量量表選擇哪一個短版本:SSQ5還是SSQ12?耳鼻喉不和症治療1(1):dx.doi.org/10.16966/jodt.101

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出版的曆史:

收到日期:2017年10月23日,

接受日期:08年11月,2017年

發表日期:2017年11月14日,