中文版压力知觉量表在代表性社区成人群体中的应用

目的:评估中文版压力知觉量表应用于中国成人的效度和信度。方法:提取2015年中国健康与营养调查中人口学特征和压力知觉两部分数据。采用双变量相关分析和高低分组t检验判断区分效度;采用探索性因子分析和验证性因子分析检验结构效度;采用内部一致性信度、折半信度和敏感性分析检验其信度。结果:中文版压力知觉量表两维度与总分的相关系数分别为0.51和0.78(均P<0.001),第8、11、12条目的相关系数较低,其余各条目与总分之间相关系数为0.41~0.68(均P<0.001)。探索性因子分析共抽取2个公因子,解释的总方差为55.4%。验证性因子分析结果显示,TLI=0.93,CFI=0.95,RMSEA=0.07,RMR=0.05。全量表及“紧张感”和“失控感”维度的Cronbachα系数分别为0.75、0.82、0.88;Spearman-Brown系数为0.78,Guttman折半信度系数为0.78;除8、12条目外,删除任一条目后剩余条目Cronbachα系数在0.71~0.74之间波动。结论:中文版压力知觉量表效度、信度良好,在应用于中国成人的研究中建议对第8、11和12条目进行适当修改。     

药物治疗满意度量表第二版中文版测评高血压患者的效度和信度

目的:评价药物治疗满意度量表第二版(TSQM-Ⅱ)中文版在高血压患者中的效度和信度。方法:使用TSQM-Ⅱ、Morisky服药依从性量表(MMAS-8)对445例在某三级甲等综合医院及某社区卫生服务中心的高血压患者施测。采用量表内容效度指数(S-CVI)和条目内容效度指数(I-CVI)评价TSQM-Ⅱ的内容效度,采用探索性因子分析和验证性因子分析检验其结构效度,采用MMAS-8检验实证效度,用内部一致性信度、重测信度检验信度。结果:TSQM-Ⅱ的S-CVI为0.95,I-CVI在0.83~1.00之间;探索性因子分析共抽取3个公因子,累积方差解释率为88.50%;验证性因子分析各项拟合指标良好(χ^2/df=2.36,GFI=0.90,RMSEA=0.08,RMR=0.03);MMAS-8得分与TSQM-Ⅱ各。维度及总量表得分均呈正相关(r=0.38~0.41,均P<0.01)。量表Cronbachα系数为0.92,折半系数为0.83,重测信度为0.87。结论:药物治疗满意度量表第二版(TSQM-Ⅱ)中文版在高血压患者中具有良好效度和信度,适用于评价高血压患者的药物治疗满意度水平,但其效标效度尚须进一步研究。     

损耗敏感性量表中文版的修订与信效度研究

目的:对损耗敏感性量表(DSS)中文版进行修订并检验其信效度。方法:选取北京市某高校499名研究生,随机分为两部分,一部分(n=249)用于条目分析与探索性因子分析,另一部分(n=250)用于验证性因子分析与信效度检验;以自我调节疲劳量表(SRF-S)、自我控制双系统量表(DMSCS)与青少年生活事件量表(ASLEC)为效标检验效标效度;2周后随机选取其中280名研究生进行重测以检验重测信度。结果:量表中文版包含8个条目,分为认知与行为2个维度,共解释60.7%的方差变异;验证性因素分析显示,双因素模型具有良好的拟合(χ~2/df=4.18,RMSEA=0.09,NFI=0.95,NNFI=0.94,CFI=0.96,IFI=0.96,GFI=0.96,SRMR=0.05)。量表总分及2个维度得分与SRF-S的各分量表得分、DMSC-S冲动系统分量表得分、ASLEC的各分量表(除学习压力外)得分均呈正相关(r=0.13~0.55,均P0.001)。总量表的Cronbachα系数为0.80,2个维度的Cronbachα系数为0.79、0.73;总量表的重测信度为0.52,2个维度的重测信度为0.46、0.58。结论:损耗敏感性量表中文版具有良好的心理测量学指标,适宜在研究生群体中使用。     

小学生应激性生活事件量表的编制

目的:编制小学生应激性生活事件量表并检验其效度和信度。方法:通过对小学生、家长及教师的开放式问卷调查和查阅文献,编制小学生应激性生活事件量表(SSLEPSS)。选取重庆市1所小学的学生386人进行预测,对初始量表进行条目筛选及探索性因子分析;在另外4所小学选取小学生1419人进行正式施测,对正式量表进行验证性因子分析及信度检验;采用中小学生心理健康量表(MHT)进行效标效度检验;两周后从中选取小学生99人进行重测。结果:SSLEPSS包含30个条目,分为5个维度,因子负荷在0.43~0.77之间,可解释总变异的51.14%;验证性因子分析结果显示因素模型拟合良好(χ~2/df=4.00,GFI=0.93,AGFI=0.91,CFI=0.85,IFI=0.86,RM SEA=0.05);除SSLEPSS师生关系维度得分与MHT自责倾向分量表得分的相关无统计学意义外,SSLEPSS总分及各维度得分与MHT总分及各分量表得分均呈正相关(r=0.24~0.57,均P0.01)。总量表的Cronbachα系数为0.89,各维度的Cronbachα系数为0.60~0.78;总量表重测信度(ICC)为0.81,各维度的重测信度为0.63~0.74。结论:小学生应激性生活事件量表有较好的效度和信度,能够作为测量小学生心理应激水平的工具。     

工作-家庭冲突量表中文版测评在职父母的效度和信度

目的:检验工作-家庭冲突量表(WAFCS)测评在职状态的父母的效度和信度。方法:使用“2021中国家庭健康指数调查”项目数据,筛选出符合纳排标准的父/母477名,通过内容效度指数、验证性因子分析检验效度,通过Cronbach α系数和重测相关系数检验信度。结果:WAFCS包含“工作对家庭的冲突”(WFC)和“家庭对工作的冲突”(FWC)2个维度,每个维度各5个条目。条目分析显示各条目具良好区分度和同质性;专家评定各条目内容效度指数和平均内容效度指数均大于0.88;验证性因子分析显示,χ²/df=2.95,GFI=0.97,NFI=0.98,RFI=0.97,RMSEA=0.06。总量表及WFC、FWC维度的Cronbach α系数分别为0.93、0.90、0.92。结论:工作-家庭冲突量表(WAFCS)中文版有较好结构效度及信度,可作为评价我国在职父母工作-家庭冲突水平的潜在测量工具。     

友谊嫉妒问卷在中小学生中应用的效度和信度

目的:在我国中小学学生中对友谊嫉妒问卷(FJQ)进行修订并考察其效度和信度。方法:选取中小学学生500人(样本1)施测FJQ,用于条目分析和探索性因子分析;另外选取中小学学生476人(样本2)施测FJQ,用于结构效度及内部一致性信度检验;从样本2中选取60人施测嫉妒量表(BSJS)的社会嫉妒维度、生活满意度量表(SWLS)检验效标效度。1个月后,随机选取样本1中的100人进行重测,检验重测信度。结果:经条目分析和探索性因子分析,删除5个条目,保留10个条目,10个条目的因子载荷均0.65,因子累积解释问卷总变异量的50.81%;验证性因子分析结果表明模型拟合较好(χ2/df=2.57,CFI=0.95,TLI=0.94,IFI=0.97,RM SEA=0.06,SRM R=0.04);FJQ总分与BSJS社会嫉妒维度总分及2个因子得分呈正相关(r=0.48、0.47、0.40,均P0.01),与SWLS得分呈负相关(r=-0.21,P0.01)。问卷的内部一致性信度Cronbachα系数为0.88,组合信度为0.89,重测信度为0.88。结论:修订后的友谊嫉妒问卷具有良好的效度和信度,可以作为测量和评估我国中小学生友谊嫉妒的工具。     

社交猜疑量表测评大学生的效度和信度

目的:修订社交猜疑量表(SSS)中文版，在大学生中检验其效度和信度。方法:选取644名大学生，完成SSS中文版、社交焦虑量表(SIAS)、攻击问卷(AQ)和特质愤怒量表(TAS)。4周后随机选取其中100名进行重测。结果:探索性因子分析得到1个因子，包含18个条目，条目负荷在0.55～0.76之间，累计方差贡献率为49.18%;验证性因子分析显示单因子模型拟合良好(χ²/df=2.726,CFI=0.899,TLI=0.889,RMSEA=0.073);SSS得分与SIAS、AQ、TAS得分均呈正相关(ICC=0.32～0.75,均P<0.01)。量表的Cronbach α系数、分半信度和重测信度(ICC)分别为0.94、0.91、0.79。结论:社交猜疑量表中文版评估大学生的社交猜疑水平有较好的效度和信度。     

简版无法忍受不确定性量表在中学生中应用的效度和信度

目的:检验简版无法忍受不确定性量表(IUS-12)测评中学生人群的适用性。方法:选取中学生800人(样本1)用于进行条目分析和探索性因子分析;另外选取中学生475人(样本2),用于进行验证性因子分析及聚合效度、区分效度、组合信度以及内部一致性信度检验。在样本1中,选取90人施测特质焦虑分量表(T-AT)、元担忧量表(MWQ)、特质抑郁分量表(T-DS)、无法忍受不确定性量表(IUS)检验效标效度;半个月后,在样本1中随机选取120人进行重测。结果:探索性因子分析得到预期性行为、抑制性行为与预期性情绪3个因子,累积解释量表总变异量的53.42%;验证性因子分析表明模型拟合较好(χ~2/df=2.57,CFI=0.91,TLI=0.88,RM SEA=0.05,SRM R=0.06);IUS-12中文版总分与T-AT、MWQ、T-DS、IUS得分均呈正相关(r=0.44、0.54、0.40、0.93,均P0.001)。IUS-12中文版总量表的Cronbachα系数和组合信度分别为0.79和0.83,3个因子的α系数和组合信度分别为0.74和0.82、0.74和0.67、0.74和0.67;IUS-12中文版总量表的重测信度为0.80,3个因子的重测信度分别为0.82、0.67和0.66。结论:修订后的简版无法忍受不确定性量表测评中学生显示有良好的效度和信度。     

中文版《婴幼儿社会认知发展筛查量表》的信度和效度评价

目的对中文版《婴幼儿社会认知发展筛查量表》进行信度和效度评价。方法在广州市和佛山市选取无精神发育疾病、无重大生理疾病的正常婴幼儿843名,选取中山大学附属第三医院儿童发育行为中心确诊为孤独症的幼儿170例,对中文版《婴幼儿社会认知发展筛查量表》进行修订,并且评价量表的信度和效度。结果①信度分析：全量表及4个子量表的Cronbach′sα系数均〉0.7;全量表及4个子量表的分半信度系数为0.69-0.94;全量表及4个子量表的重测信度系数为0.79-0.95。②效度分析：各条目与全量表的相关系数为0.31-0.86;除认人子量表与所属条目n10的相关系数为0.40,各子量表与其他所属条目相关系数均〉0.5,但与其他子量表所属条目相关性不强;各子量表间、子量表与全量表间的相关系数均〉0.5。因子分析共提取6个公因子,解释总变异的60.63%,因子分析结果与原量表结构基本一致。2-3.5岁正常幼儿全量表和4个子量表得分都显著高于同年龄段孤独症幼儿。结论中文版《婴幼儿社会认知发展筛查量表》具有较好的信度和效度,且操作简便,可用于临床上评价0.5-3.5岁婴幼儿社会认知能力的发展情况。     

两种淡漠评定量表知情者版的汉化及效度信度检验

目的:引进里尔淡漠评定量表知情者版(LARS-i)、淡漠评定量表-知情者版(AES-I),并对其信效度进行初步评价。方法:使用LARS-i、AES-I对186名社区初筛为轻度认知障碍(MCI)老年人的家属进行调查,通过内容效度(CVI)、探索性因子分析和相容效度评价其效度,通过内部一致性和重测信度评价其信度。结果:中文版LARS-i量表的CVI平均值为1;包含33条目,分为9个维度,共解释58.76%的方差变异,9个维度进而可提取3个公因子,累积方差贡献率为54.76%;量表的Cronbachα为0.82,各条目Cronbachα系数为0.79~0.81,重测信度为0.80。中文版AES-I量表的CVI平均值为0.94;因子分析共提取4个公因子,累积贡献率为53.15%;量表的Cronbachα为0.85,各条目Cronbachα系数为0.77~0.80;重测系数为0.76。LARS-i与AES-I的相容效度系数为0.59(P0.01)。结论:中文版LARS-i、AES-I量表具有较好的信效度,可为评估M CI患者淡漠表现的工具。     

公安机关警察职业压力源量表的编制

目的:编制公安机关警察职业压力源量表并检验其效度和信度。方法:在进行理论构想、文献检索、半结构访谈的基础上形成初始条目,选取公安机关警察257人初测并形成正式量表。选取警察237人正式施测,检验量表的结构效度及内部一致性信度,以症状自评量表(SCL-90)为效标检验效标效度。结果:量表包括22个条目,分为社会环境、职业风险、组织领导和职业特点4个因子,共解释了65.80%的方差变异;验证性因子分析结果表明模型拟合较好(χ~2=284.89,df=196,χ~2/df=1.45,CFI=0.96,TLI=0.95,RM SEA=0.04);量表总分及各维度得分均与SCL-90得分呈正相关(r=0.33~0.48,均P0.01)。总量表的Cronbachα系数为0.89,各维度的α系数在0.81~0.85。结论:本研究编制的公安机关警察职业压力源量表的各项测量学指标良好,可用于评估我国公安机关警察的职业压力源。     

人际好奇量表测评青少年的效度和信度

目的:引进人际好奇量表(IPC),检验其在青少年学生中的效度和信度。方法:选取青少年学生632人(样本1)用于条目分析和探索性因子分析;另选取青少年学生456人(样本2)用于验证性因子分析、聚合效度、区分效度、组合信度和内部一致性信度检验。样本1中,选取301人施测认知好奇量表(ECS)和状态-特质好奇量表(STCI)检验效标效度;随机选取88人进行间隔2周的重测。结果:IPC中文版共17个条目,包含窥探行为、情绪好奇、侦探意愿、隐秘好奇4个因子;模型拟合良好(χ²=251.92,df=113,χ²/df=2.23,CFI=0.93,TLI=0.92,GFI=0.94,IFI=0.94,RMSEA=0.05);IPC得分与ECS和STCI得分均呈正相关(r=0.53、0.71,均P<0.001)。总量表的Cronbachα系数为0.84,4个因子的Cronbachα系数分别为0.75、0.76、0.75和0.71;总量表的重测信度为0.84,4个因子的重测信度分别为0.81、0.70、0.63、0.84。结论:修订后的人际好奇量表测评青...     

大学生体重污名量表的编制

目的:编制大学生体重污名量表(C-WSS)并检验其效度和信度。方法:选取50名大学生进行开放式访谈，编制初始量表条目；选取599名大学生用于探索性因子分析；选取600名大学生用于验证性因子分析、效标效度检验和内部一致性信度分析，其中42名大学生在间隔2周后进行重测；使用身体意象量表(BIS)、进食障碍量表(EDI-1)的求瘦倾向分量表为效标工具。结果:C-WSS有18个条目，包含情绪体验、认知评价、行为举动3个维度，模型拟合指数良好(χ²/df=3.08,RMSEA=0.06,CFI=0.94,TLI=0.93);C-WSS总分及各维度得分与BIS、EDI-1求瘦倾向分量表得分均呈正相关(ICC=0.63～0.85,均P<0.05)。总量表的Cronbach α系数为0.94,3个维度的Cronbach α系数为0.90、0.86、0.81;总量表的重测信度(ICC)为0.84,3个维度的ICC值为0.86、0.71、0.75。结论:本研究编制的大学生体重污名量表具有良好效度和信度，可用于测量大学生对肥胖体型的消极态度与歧视行为倾向。     

一般睡眠困扰量表在化疗期乳腺癌患者中应用的效度与信度

目的:评价一般睡眠困扰量表(GSDS)中文版在化疗期乳腺癌患者中应用的效度和信度。方法:选取大庆市某三级甲等医院腺体外科住院的乳腺癌化疗患者150人,所有入组患者均由精神科主治医生根据精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)进行睡眠障碍的诊断,同时对患者施测GSDS和匹兹堡睡眠质量指数量表(PSQI),使用条目分析、结构效度、效标关联效度、受试者工作特征(ROC)曲线、内部一致性信度及重测信度来评估GSDS的效度和信度。结果:通过条目分析,剔除不满足条件的6个条目,最终保留15个条目。验证性因子分析显示15个条目量表的拟合良好(χ2/df=1.57,CFI=0.96,NNFI=0.90,SRM R=0.05,RM SEA=0.06);GSDS总分与PSQI总分呈正相关(r=0.74,P0.01);ROC曲线分析结果显示,曲线下面积为0.88(95%CI:0.82~0.93,P0.001),最佳诊断阈值取2.0分时,相应的灵敏度和特异度分别为0.78、0.82,阳性预测值(PPV)和阴性预测值(NPV)为79.7%、80.2%。总量表的Cronbachα系数为0.80;总量表的重测信度为0.76,各维度的重测信度在0.61~0.98之间。结论:一般睡眠困扰量表(GSDS)中文版具有较高的效度和信度,可作为化疗期乳腺癌患者睡眠障碍的筛查工具。     

中文版儿童生存质量量表在矮小症中的信效度分析

目的:考核中文版儿童生存质量量表在矮小症中的信度和效度。方法:采用中文版儿童生存质量量表调查入组的580名儿童青少年及其主要监护人,回收有效问卷557份,其中矮小症者138人,非矮小症者419人。结果:量表有效回收率达96%,条目缺失率低;量表总分的Cronbach’sα系数为0.86,各维度介于0.7到0.83之间,代评量表总分的Cronbach’sα系数分别为0.90,各维度介于0.74到0.87之间;自评与代评量表总分的重测信度ICC值分别为0.86,0.85,各维度均在0.8以上;自评与代评量表各条目与其所属维度之间的相关较强,而与其他维度的相关较弱;验证性因子分析结果为自评量表χ2/df=3.27,RMSEA=0.06,NFI=0.83,TLI=0.84,CFI=0.87,IFI=0.87;代评量表χ2/df=3.95,RMSEA=0.07,NFI=0.85,TLI=0.87,CFI=0.88,IFI=0.88。结论:儿童生存质量核心通用量表有较好可行性,信度及效度,适用于鲁西南地区矮小症儿童青少年生活质量评价。     

教养非理性信念量表的初步编制

目的:编制适合我国小学生父母群体的教养非理性信念量表(PIBS),并检验其效度和信度。方法:编制条目,选取307名小学生父母进行条目分析和探索性因子分析; 500名小学生父母进行验证性因子分析、效标效度检验和内部一致性信度检验,随机选取其中150名进行3周后重测。使用中文版功能失调性态度量表(DAS-A)作为效标效度检验工具。结果:量表共27个条目,分为糟糕至极、绝对化、价值认可、过度推断、自我贬低5个因子,各条目因子负荷在0.51～0.81之间,5因子可解释的总变异量为58.76%;验证性因子分析显示二阶5因子模型拟合程度较好(χ~2/df=3.23,AGFI=0.83,CFI=0.88,IFI=0.88,RM SEA=0.07);量表总分及各因子得分与DAS-A得分均呈正相关(r=0.49～0.72,均P <0.01)。总量表的Cronbach α系数为0.93,5个因子的α系数为0.76～0.87;总量表的重测信度为0.89,5个因子的重测信度为0.75～0.88。结论:本研究编制的教养非理性信念量表测评小学生父母显示较好的效度和信度。     

乙型肝炎患者生存质量量表的初步编制

目的:编制适合我国乙型肝炎患者的生存质量测定量表(QOL-HBV)。方法:对134名患者进行测量,考察QOL-HBV量表各条目的鉴别度、结构效度、内容效度、效标效度和信度。结果:量表的30个条目均具有鉴别度。因子分析提取的8个因子可以归纳为为社会适应、心理、生理3个维度。验证性因子分析χ2/DF为1.310,GFI为0.972,AGFI为0.967;量表和3个维度的Cronbachα系数分别为0.9353、0.863、0.868、0.835。QOL-HBV量表的各维度与SF-36量表对应的维度除精神健康、活力维度外均具有相关性(P<0.05),且相关系数大都大于0.4。结论:QOL-HBV具有较好的信度、效度,可以作为我国乙型肝炎患者生存质量简捷的测量工具。     

三维人格问卷的信度和效度研究

目的:检验中文版三维人格问卷(TPQ)的信度和效度。方法:对538例正常人进行TPQ问卷调查,其中108人首次测评后3周进行重测。采用Cronbachα系数、重测相关系数及结构效度三项指标。结果:总量表、寻求刺激(NS)、躲避伤害(HA)、奖赏依赖(RD)维度的Cronbachα系数分别为0.86、0.70、0.73、0.66。总分、NS、HA、RD维度重测相关系数分别为0.78、0.85、0.84、0.70,P<0.05。验证性因素分析示GFI=0.69,NFI=0.67,NNFI=0.79,CFI=0.79,AGFI=0.67。结论:中文版三维人格问卷具有较好的信度,但结构效度欠佳。     

患者自主意愿量表中文版评估住院患者的效度和信度

目的:引进患者自主意愿量表(API)并检验其效度和信度。方法:选取住院患者720人(样本1)进行条目分析、探索性因子分析和内部一致性检验；另外选取住院患者600人(样本2)进行验证性因子分析；在样本1中，随机选取60名患者进行间隔1周的重测。结果:API中文版共16个条目，探索性因子分析提取一般决策意愿、情境决策意愿、信息寻求意愿3个公因子，各条目因子负荷为0.47～0.83,累积解释总方差的54.78%;验证性因子分析结果显示三因子结构拟合可以接受(GFI=0.84,AGFI=0.78,CFI=0.86,NFI=0.85,RMSEA=0.08)。总量表的Cronbachα系数为0.80,3个因子的Cronbachα系数为0.65,0.91,0.89;总量表的重测信度(ICC)为0.67,3个因子的分别为0.55,0.78,0.54。结论:患者自主意愿量表中文版(API-C-16)符合心理测量学标准，可用于评估患者参与临床决策自主意愿程度。     

ZKPQ人格问卷在中学生中应用的信度和效度检验

目的:检验ZKPQ人格问卷在我国中学生中的信度和效度。方法:对856名在校中学生进行ZKPQ人格问卷测查,同时使用BIS和RBQ量表对ZKPQ进行效标效度的检验。结果:ZKPQ人格问卷全量表Cronbachα系数为0.87,重测信度为0.73,条目间的平均相关系数在0.06～0.16之间;各分量表得分与总量表得分的相关系数在0.43～0.82之间,一周后的重测信度为0.73。分量表间的相关系数在0.02～0.54之间;验证性因子分析:一阶五因子模型的拟合指标较好。结论:ZKPQ人格问卷具有良好的信、效度,适用于我国中学生。