青少年非自杀性自伤行为评定问卷的编制及其信效度评价

编制适合我国使用的青少年非自杀性自伤行为评定问卷,并对其信效度进行评价,为更好地了解我国青少年非自杀性自杀行为提供工具.方法 自行编制青少年非自杀性自伤行为评定问卷.采用分层整群抽样方法,选取沈阳、郑州、南昌和深圳部分在校初、高中学生,共15 096人进行问卷调查.通过同质信度、分半信度、结构效度等评价问卷的信效度.选取合肥市某中学94名学生使用自残功能性评估问卷(Functional Assessment of Self-mutilation,FASM)作为校标问卷进行调查,考察问卷的效标关联效度.结果 青少年非自杀性自伤行为评定问卷分为行为问卷(12个条目)和功能问卷(19个条目)2部分.行为问卷的Cronbachα系数为0.921,分半信度为0.851,重测信度为0.843,累计方差贡献率为64.914%,与校标问卷FASM行为维度得分的相关系数r=0.833(P<0.01).功能问卷总分的Cronbach α系数为0.905,分半信度为0.786,重测信度为0.805,累计方差贡献率为53.871%,与校标问卷FASM功能维度得分的相关系数r=0.859(P<0.01).结论 青少年非自杀性自伤行为评定问卷具有较好的信效度,可作为我国青少年非自杀性自伤行为和功能的评定工具.     

父亲参与婴儿教养量表的汉化

目的 对父亲参与婴儿教养量表(PIWIS)进行汉化，并验证其信效度。方法 遵循Beaton跨文化调试指南，获得原作者授权后进行翻译、回译、文化调适，形成中文版父亲参与婴儿教养量表。采用便利抽样法，对224名0～12个月婴儿的父亲进行调查，验证中文版父亲参与婴儿教养量表的信效度。结果 中文版父亲参与婴儿教养量表Cronbach′s α系数为0.940,温暖、控制、沮丧、间接照护、积极参与各分量表Cronbach′s α系数分别为0.934、0.924、0.753、0.632、0.861;重测信度系数为0.876;经验证性因子分析，卡方自由度比(χ²/df)为2.676,近似误差均方根(RMSEA)为0.086,比较拟合指数(CFI)为0.841,TLI为0.827;与共同养育显著相关。结论 中文版父亲参与婴儿教养量表包括5个维度，共33个条目，具有较好的信效度。     

中文版Olweus欺负问卷同胞欺负信效度评价

目的对中文版Olweus欺负问卷(OBVQ)进行修订形成Olweus欺负问卷(同胞版)并评价其信度和效度,为我国儿童青少年同胞欺负的现况分析提供调查工具。方法利用分层整群抽样法选取湖南省1 559名8～18岁的儿童青少年,采用OBVQ(同胞版)、青少年侵害问卷(JVQ)调查其同胞欺负行为的发生情况。通过分析结构效度、效标效度、分半信度、重测信度和内部一致性信度对OBVQ(同胞版)进行信度和效度评价。结果 OBVQ(同胞版)的12个条目与所在维度的相关系数为0.425～0.697(P 0.001),表明量表项目区分度较好。验证因子分析GFI=0.911,RMSEA=0.103,说明量表结构效度良好。OBVQ(同胞版)受欺负维度得分与JVQ受同胞欺负维度相关系数为0.453(P 0.001),提示量表效标效度较好。总量表、受欺负维度和欺负维度的内部一致性信度Cronbach′sα系数分别为0.832、0.764和0.777;分半信度分别为0.675、0.729和0.761;重测信度分别为0.841、0.867和0.891,说明量表的信度良好。结论 Olweus欺负问卷(同胞版)的信度和效度评价结果较为理想,可用于调查我国儿童青少年同胞欺负的发生情况。     

流动儿童城市适应心理资本问卷编制及信效度分析

目的编制适用于流动儿童的城市适应心理资本问卷,并检验其信效度。方法在文献分析、访谈和专家评估的基础上确定问卷的理论框架,建立条目库;初始问卷经预测修改形成正式测评问卷。选取贵阳市731名流动儿童进行施测,1个月后对其中106名流动儿童进行重测,采用探索性和验证性因素分析、相关分析对问卷进行信效度检验。结果问卷包括核心资本、认同接纳、乐群宜人和明理感恩4个维度,方差累计贡献率为54.08%;验证性因素分析适配度指标χ~2=327.30,df=0.07,χ~2/df=2.54,GFI=0.91,CFI=0.90,TLI=0.88,RMSEA=0.07;问卷总均分及各维度得分与少年儿童社会适应量表各维度得分均呈正相关(r=0.29～0.71,P均0.01);总问卷的Cronbach′s α系数为0.84,各维度的Cronbach′s α系数为0.61～0.81;总问卷的重测信度为0.78,各维度的重测信度为0.59～0.68。结论编制的流动儿童城市适应心理资本问卷具有较好的信效度,可作为评估流动儿童城市适应心理资本的测量工具。     

0～1岁儿童家庭养育环境量表的编制及其信度效度研究

[目的]编制本土文化背景下的具有良好信度和效度的儿童早期家庭养育环境评价量表.[方法]经查阅文献和专家访谈,构建儿童养育环境条目库.在两次中小规模抽样测试的基础上,然后有498名儿童家长完成"一般人口学问卷"、"O～1岁儿童家庭养育环境试用问卷"和"0～4岁儿童神经心理发展量表"测评.对测评结果进行项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析、信度检验和效度检验.[结果]"0～1岁儿童家庭养育环境问卷"由32个条目组成,包含4个因素.问卷同质信度克伦巴赫a系数为0.918,分半信度为0.875,重测信度系数0.714;量表与儿童发育商的效标准关联效度为0.506,内容效度和结构效度均达到较好水平.[结论]"0～1岁儿童家庭养育环境问卷"信度、效度等各项指标均达到了测量学的要求,可以作为评价O～1岁儿童家庭养育环境的工具.     

2～6岁儿童看护者养育行为量表的编制及其信度效度分析

编制2～6岁儿童看护者养育行为量表, 并对量表的信效度进行验证。招募1 350名2～6岁儿童看护者, 采用条目区分度分析和探索性因子分析对量表结构、维度、条目进行分析, 采用同质信度、折半信度、重测信度对量表信度进行分析, 采用内容效度、结构效度对量表效度进行分析。结果显示, 量表共包含7个维度, 45个条目。同质信度分析显示, 总量表的Cronbach′s α系数为0.945;折半系数为0.899;重测信度分析显示, 两次测试相关系数分别为:0.893(总分), 0.854(社交), 0.832(语言), 0.871(大运动), 0.893(精细动作), 0.862(认知), 0.832(自理), 0.872(感觉)。2轮德尔菲专家咨询法对内容效度检验显示, 项目评分的kendall系数为0.813(P<0.01);结构效度分析显示, 本量表各维度与总量表、各维度之间均相关, 各维度平均方差提取值均大于该维度与其他维度的相关系数。整体而言, 本量表信度、效度良好, 可以作为2～6岁儿童看护者养育行为的评价和指导工具。     

城区学龄前儿童运动发育家庭环境量表的信度和效度评价

目的 评价城区学龄前儿童运动发育家庭环境量表( FESMDUPC)的信度和效度,为儿童运动协调能力家庭环境的研究提供有效和可靠测量工具.方法 苏州市区15所幼儿园共1824名学龄前儿童纳入FESMDUPC的信度和效度研究,采用组内相关系数(ICC)、Cronbach α系数、项目水平内容效度指数、验证性因素分别分析FESMDUPC的重测信度、内部一致性信度、内容效度、结构效度.以HOME量表修改版(Observation for Measurement of the EnvironmentRevisited)为外在效标,采用Spearman相关分析评价FESMDUPC的效标相关效度.结果 将前后两次FESMDUPC调查结果进行ICC评价,各条目ICC均超过或接近0.9.该量表总Cronbach α系数为0.875,分别去除各条目后的Cronbach α系数为0.868 ～ 0.873.正式信效度调查数据分析显示:FESMDUPC中23个条目的I-CVI为0.79～1.00,平均I-CVI为0.92.初始模型拟合结果x2/df=4.810,拟合优度模型度指数(GFI)为0.949和调整拟合优度指数(AGFI)为0.937,均＞0.9.规范拟合指数(NFI)为0.889,比较拟合指数(CFI)为0.896,接近0.9.均方根残差RMSEA为0.046＜0.05,提示该模型可以接受,各条日的因素载荷均＞0.3,差异有统计学意义(均P＜0.001).但是由于户外运动空间、户内运动空间、玩具3个因子间的相关性较高,进行高阶验证性因素分析,模型拟合结果较为理想,各条目因素载荷也均＞0.3.FESMDUPC和HOME量表总分的Spearman相关系数为0.476(P＜0.001).其中HOME量表仪学习用品和活动多样性2个因子与FESMDUPC的一阶因子玩具、养育方式、高阶因子的家庭物质环境,以及FESMDUPC总分日常生活照顾相关程度相对较高,其Spearman相关系数均＞0.3.结论 FESMDUPC重测信度、内部一致性信度、结构效度、外在效标效度较好,均达到心理测量学的基本要求,可作为评价学龄前儿童运动发育家庭环境的量化工具.     

农村留守妇女心理健康服务需求量表的编制

目的 编制农村留守妇女心理健康服务需求问卷并评估其信效度。方法 通过项目分析法、探索性因素分析、验证性因素分析以及信效度检验法,对447名农村留守妇女心理健康服务需求现状进行分析,编制并验证问卷结构的合情性。结果 农村留守妇女心理健康服务需求可以分为心理健康服务要求、心理健康服务内容、心理健康服务需求程度、心理健康服务队伍、心理健康服务方式、心理健康服务途径等6个维度,其中心理健康服务要求包含8个条目,心理健康服务内容包含9个条目,心理健康服务需求程度包含5个条目,心理健康服务队伍包含6个条目,心理健康服务需求形式与心理健康服务知识渠道各含3个条目,总问卷Cronbach′s α系数为0.87,各分量表Cronbach′s α系数0.77~0.94,各分量表分半信度为0.76~0.92。结论 农村留守妇女心理健康服务需求问卷的信、效度符合心理测量学要求,可进行实际应用。     

儿童肥胖健康素养量表家长版的编制及评价

目的 编制“儿童肥胖健康素养量表(家长版)”,并评价其信度和效度。方法 依据健康素养内涵,基于世界卫生组织(WHO)提出的终止儿童肥胖相关内容,构建儿童肥胖健康素养量表(家长版)条目池,然后在合肥市小学生家长中进行调查,应用探索性因子分析和验证性因子分析对量表的效度进行检验,应用内部一致性对量表信度进行检验。结果 本次研究共有2 170名小学生家长参与调查,通过敏感性分析、代表性分析、独立性分析及Cronbach′s α系数进行条目筛选,再通过探索性因子分析和验证性因子分析,最终形成29个条目的儿童肥胖健康素养量表(家长版),量表构建成为健康意识、健康知识、健康行为、健康认知及操作技能5个维度。验证性因子分析得到近似误差均方根(root mean square error of approximation,RMSEA)为0.047,残差均方根(root of the mean square residual,RMR)为0.026,拟合优度指数(goodness-of-fit index,GFI)、标准拟合指数(normed fit index,NFI)、相对拟合指数(relative fit index,RFI)和比较拟合指数(comparative fit index,CFI)均接近1,显示模型拟合较好。量表的Cronbach′s α系数为0.833,问卷各维度的Cronbach′s α系数在0.618~0.866之间。结论 所编制的儿童肥胖健康素养量表(家长版)具有较好的信度和效度。     

城市3～6岁儿童家庭养育环境量表的编制及其信度效度研究

【目的】编制完全本土文化背景的儿童早期家庭养育环境评价量表。【方法】查阅有关文献和专家访谈,构建儿童养育环境条目库,经试验性测试形成"初始问卷"。分层随机抽取232名3~6岁儿童家长初步测试,探索性因素分析形成"3~6岁儿童家庭养育环境试用问卷"。再次分层随机抽取10个市县城区3~6岁儿童,完成696份"试用问卷"测评,部分儿童完成"CBCL量表"测试。删除CR值达不到显著水平、与总分相关系数<0.30的条目以及项目负荷量<0.4的条目,形成正式量表后进行信度检验和效度检验。【结果】量表由53个条目组成,同质信度克伦巴赫α系数为0.930,分半信度为0.871,重测信度系数0.707;量表总分与儿童CBCL总分之间呈明显负相关(r=-0.455),内容效度和结构效度均达到良好水平。【结论】量表信度、效度良好,各项指标均达到了测量学的要求,可以作为3~6岁儿童家庭养育环境的评价工具。     

突发公共卫生事件网络谣言辨别能力评估问卷的编制及信效度检验北大核心

目的编制突发公共卫生事件网络谣言辨别能力评估问卷,并检验其信效度。方法结合文献回顾、质性访谈、Delphi法初步确定问卷条目,采用便利抽样对685名网络谣言受众进行调查,通过项目分析和探索性因子分析修订条目,使用结构效度、聚合效度、内部一致性信度和重测信度评价问卷。结果突发公共卫生事件网络谣言辨别能力评估问卷包括4个维度、18个条目;探索性因子分析提取4个公因子,累计解释率为67.43%;验证性因子分析结果显示χ2/df=2.97,RMSEA=0.07,CFI=0.95,NFI=0.93,IFI=0.95,TLI=0.94;各维度的组合信度(CR)为0.76~0.90,平均方差提取值(AVE)为0.52~0.76;问卷的Cronbach′sα系数为0.947,各维度Cronbach′sα系数为0.741~0.897,重测信度为0.805。结论问卷具有良好的信效度,可用于突发公共卫生事件网络谣言辨别能力的测量。     

辅助生殖夫妇个体社会资本量表的构建及信效度评价

目的 构建和检验适用于辅助生殖夫妇个体水平社会资本测量量表,为针对性干预提供科学、有效的测评工具。方法 本研究进行专家咨询并通过文献归纳法初步拟定量表维度和条目,选取277对辅助生殖夫妇进行调查,检验量表信效度。结果 正式版量表由4个维度、11个条目组成。量表总体Cronbach′s α系数为0.83,各维度Cronbach′s α系数为0.67～0.88;分半信度系数为0.72;主成分分析法提取4个公因子,且各因子载荷值均>0.50,共同度均>0.50,累计方差贡献率为73.74%;验证性因子分析结果显示,量表的近似均方根误差为0.07,比较拟合指数为0.96。结论 开发的辅助生殖夫妇个体水平社会资本测量量表具有良好的信度和效度,可作为测评工具应用于临床实践,探讨社会因素与辅助生殖人群健康结局的关联。     

儿童家长伤害态度问卷的汉化及信效度研究

目的 汉化儿童家长伤害态度问卷（injury attitudes questionnaire,IAQ）并进行信效度检验。方法 根据Brislin翻译原则对IAQ进行翻译、回译及跨文化调试,形成中文版IAQ 问卷;采用便利抽样法选取三个社区的儿童家长进行问卷调查,运用SPSS 22.0评价问卷的信效度。结果 儿童家长伤害态度问卷的Cronbach α系数、折半信度和重测信度系数分别为0.907、0.753和0.872;内容效度指标（S - CVI）为0.929,采用家长监督属性概况问卷（parent supervision attributes profile questionnaire, PSAPQ）作为校标问卷,该问卷得分与校标问卷得分呈负相关关系（r = - 0.329,P＜0.001）,因子分析提取的2个公因子累计贡献率为62.043%,并且结构与源问卷相同。结论 中文版儿童家长伤害态度问卷的信效度较好,可作为家长对儿童伤害态度的有效评估工具。     

中学生健康促进生活方式问卷中文版信效度分析

目的 检验健康促进生活方式问卷-Ⅱ版(Health-Promoting Lifestyle Profile,HPLP -Ⅱ)的信度和效度,为儿童青少年生活方式的评价及健康促进提供新的手段和方法.方法 对哈尔滨市412名中学生进行施测,检验HPLP-Ⅱ的信度和效度.结果 采用因子分析考察其结构效度,共提取出6个因子,与英文原版及日文版HPLP-Ⅱ的各维度组成及问题划分一致,各问题条目可进行合理的归因与解释.全量表的Cronbach α系数为0.93(各分量表为0.63～0.82),全量表的分半信度系数为0.91,说明有较好的内部一致性;4周后重测相关系数为0.73(各分量表为0.60～0.81)(P值均＜0.01).饮食营养、体力活动、心理压力控制3个维度与生活方式自评量表中的饮食习惯、锻炼和体能、应激控制均呈显著相关,具有较好的效标效度.结论 HPLP-Ⅱ问卷用于描述中国儿童青少年健康促进生活方式有较好的信度和效度,符合心理测量学的要求.     

城市1～3岁儿童家庭养育环境量表的编制及其信度效度研究

[目的]编制本土文化背景下具有良好信度效度的儿童早期家庭养育环境评价量表. [方法]经查阅文献和专家访谈,构建儿童养育环境条目库.分层随机抽取4市239名1～3岁儿童家长初步测试,探索性因素分析形成"1～3岁儿童家庭养育环境试用问卷".再次分层随机抽取10个市县城区1～3岁儿童,完成591份"一般人口学问卷"、"1～3岁儿童家庭养育环境试用问卷",部分儿童完成"0～4岁儿童神经心理发展量表"测评.对测评结果进行项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析、信度检验和效度检验. [结果]"1～3岁儿童家庭养育环境问卷"由41个条目组成,包含4个因素;同质信度为0.930,分半信度为0.871,重测信度系数0.707;量表与儿童发育商的标准关联效度为0.475,内容效度和结构效度均达到良好水平. [结论]"1～3岁儿童家庭养育环境问卷"信度、效度等各项指标均达到测量学的要求,可以作为评价1～3岁儿童家庭养育环境的工具.     

高职院校护生职业心理素质量表的初步编制

目的 初步编制高职院校护生职业心理素质量表,并检测其信效度。 方法 通过文献研究、专家访谈和半结构化问卷调查确定护生职业心理素质成分并编制题项,形成初始量表。选取83名初测样本进行项目分析,选取441名正式施测样本进行信效度分析,其中76名间隔4周后重测。 结果 经因子分析提取出6个因子,共26个条目,累计方差贡献率为47.8％,量表的Cronbach’s α系数为0.79,分半信度为0.82,重测信度为0.77,校标效度为0.74。 结论 量表具有良好的信效度,可以用于高职院校护生职业心理素质水平的评估。     

基于多维项目反应理论的学龄前儿童饮食行为量表的再评价

目的 采用多维项目反应理论(MIRT)理论对“学龄前儿童饮食行为量表”进行进一步的条目评估,探索MIRT理论在医学量表编制中的可行性和有效性,编制出更加完善精简的“学龄前儿童饮食行为量表”,为我国儿童饮食行为评价和相关研究提供基本工具。方法 广泛查阅国内外相关文献,2017年6月以西安市城、郊3～6岁儿童“学龄前儿童饮食行为量表”测试结果为基础,采用MIRT下的条目区分度、难度和猜测系数对各条目进行评价和筛选,采用Cronbach’s α系数、分半信度系数、重测信度系数以及因子分析等对修订后的量表的信度、效度、反应度进行再检验,并与原量表进行对比。结果 依据MIRT下的条目区分度、难度和维度载荷共删除3个条目,并调整了1个条目的维度归属。修订的量表同质信度Cronbach’s α系数为0.94,Guttman分半信度系数为0.81,重测信度系数为0.73,探索性因子分析显示累积方差贡献率为59.04%,验证性因子分析显示范拟合指数(NFI)=0.86,非范拟合指数(NNFI)=0.92,比较拟合指数(CFI)＝0.93,均方根残差(RMSR)=0.04。不同体重分集在过饱响应、食物响应、挑食、不良进食习惯维度得分上差异均有统计学意义(P<0.05)。修订后量表的信度、效度和区分度各类指标中大部分都优于原量表。结论 MIRT理论下的条目筛选方法可进一步调高量表的信度和效度,使量表更加精简,新修订的学龄前儿童饮食行为量表更适合于儿童饮食行为问题的评估和研究。     

自测健康评定量表应用于高血压患者的信效度研究

目的考评自测健康评定量表(multiple-item self-rated health measurement scale, SRHMS)应用于高血压患者的信度和效度。方法选取1219名高血压患者应用自测健康评定量表进行测试,使用Cronbach′sα系数和分半信度系数分析SRHMS的内部一致性,使用Spearman相关系数分析其内容效度,使用验证性因子分析对SRHMS的结构效度进行分析。结果信度分析结果显示总量表以及三个子量表的Cronbach′sα系数均大于0.8,分半信度系数均大于0.7,说明该量表信度良好。Spearman相关系数结果显示各维度与相应子量表间相关性强,而与其他子量表相关性较弱,量表一阶验证性因子分析和二阶验证性因子分析显示各项因子载荷系数与各项拟合指标均符合标准,说明该量表的内容效度和结构效度良好。结论自测健康评定量表应用于高血压患者具有良好的信效度,能够准确、全面地反映高血压患者的自测健康水平。     

信效度评价在住院患者体验量表设计中的应用研究

目的引入信度和效度对住院患者体验量表进行评价,为量表的设计改进和推广使用提供理论依据。方法采用自行设计的体验式量表进行现场调查,使用SPSS13.0软件对量表的内部一致性、分半信度、结构效度和内容效度进行统计学分析。结果该量表的总体Cronbach’s α系数为0.902,各维度的Cronbach’s α系数均在0.7以上;分半系数为0.729。15个条目与量表总体满意度得分的相关系数均在0.55~0.75之间。结论该量表设计简洁、合理,具有良好的信效度,能够真实反映患者就医体验,可以作为一种有效的满意度测评工具进行推广。     

老年人社会支持行为量表的汉化及信效度检验

目的 汉化老年人社会支持行为量表(The Social Support Behaviors scale, SSB),在中国老年人群中进行文化调适并检验其信效度。方法 采用Brislin翻译模式进行量表的翻译、回译及文化调适。采用便利抽样方法选取548名老年人进行调查,以检验中文版SSB量表的信效度。结果 中文版SSB量表包括社会化、情感支持、建议或指导和实际援助4个维度,共31个条目。总量表的Cronbach′s α系数为0.927,各维度的Cronbach′s α系数分别为0.924、0.932、0.924和0.837;总量表的重测信度为0.782,各维度的重测信度分别为0.685、0.530、0.648、0.863。探索性因子分析提取4个因子,可解释的总变异为66.711%;验证性因子分析结果中χ²/df=2.567,NFI=0.898,CFI=0.902,IFI=0.903,GFI=0.802,TLI=0.889,RMSEA=0.076,RMR=0.061;总量表的AVE值为0.628,各维度的AVE值区间为0.523～0.629;总量表的CR值为0.637...