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大学生隐性逃课量表的编制和结构探索
目的：编制一个大学生隐性逃课量表，并探索其结构模型。方法：在前期访谈基础上编制量表。进行3次整群抽样，测验对象均为全日制在校大学生。第1次预测样本（ n＝350）用于初步的项目分析和因素探索。样本2（n＝400）进行正式测验，用于探索性因素分析和量表信效度检验。样本3（n＝550）用于验证性因素分析。用一般学业情绪量表做效标。在样本2随机选取56名被试（有效被试53人）两周后重测。结果：大学生隐性逃课量表共28个项目，包括学业认知，学习习惯，自我调整，课堂认知，学习环境5个因子。验证性因素分析表明所得模型拟合较好（χ2／df＝2．66，RMSEA＝0．057，GFI＝0．90，IFI＝0．91，CFI＝0．91，NFI＝0．90）。总量表的内部一致性α系数为0．84，各因子α系数0．75～0．84。总量表重测信度0．89，5个因子重测信度0．76～0．80。结论：本研究编制的量表具有良好的信度和效度，可用于测量大学生隐性逃课的严重程度。
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西北初中生自我概念量表的初步编制
目的 编制适合于中国西北初中生自我概念特点的量表.方法 通过文献整理、参考前人有关量表,研究者选取陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区中的部分初中生作为被试,使用了探索性因素分析(EFA)和验证性因素分析(CFA).结果 西北初中生自我概念由一阶和二阶因素构成,但没有统一整合的自我概念.结论 量表的信度、效度基本令人满意.
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强化敏感性量表的编制
目的：编制适合我国文化背景的强化敏感性量表。方法：在文献综述、开放式调查的基础上编制出量表条目，并以724名在校大学生为被试样本对该量表进行项目分析和信效度检验。结果：①项目分析表明，除条目5和条目20外，其他的测试条目均具有良好的区分度；②验证性因素分析表明，由奖励敏感性和惩罚敏感性两个独立的子量表构成的测量模型拟合良好；③奖励敏感性子量表得分与 BAS 量表呈显著正相关（r ＝0．36，P ＜0．01），惩罚敏感性子量表得分与 BIS 量表呈显著正相关（r ＝0．58，P ＜0．01）；④奖励敏感性和惩罚敏感性分量表的α系数分别为0．76和0．72，与3周后重测得分的相关分别为0．73和0．71（P ＜0．01）。结论：初步编制的强化敏感性量表具有良好的信效度，基本符合心理测量学要求。
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大学生挫折应对能力陈述性量表编制及结构探索
目的:编制大学生挫折应对能力陈述性量表(CSHDS),检验其信效度并探索结构模型.方法:在大学生挫折应对能力形容词词库119词与理论结构模型基础上,编制初测问卷与正式量表.对755名大学生进行初测问卷测查,通过条目分析和探索性因素分析探索量表的结构.对1231名大学生进行正式量表测查,通过验证性因素分析确定量表终结构模型.采用应付方式问卷(WCSQ)和挫折应对能力自评为效标.选取其中84人1个月后重测.结果:探索性因素分析结果表明,量表由43个条目组成,包括乐观积极、追求卓越、关系寻求、调节控制4个分量表,每个分量表包含3个因子.量表可能存在3种结构模型,验证性因素分析结果接受模型3 (x2/df=2.80,GFI=0.97,NFI=0.85,IFI=0.92,TLI =0.91,CFI=0.92,RMSEA=0.05);4个分量表得分与WCSQ的解决问题、求助得分及挫折应对能力自评得分均呈正相关(r =0.12 ～0.61,均P＜0.001),而与自责、幻想、退避、合理化得分均呈负相关(r=-0.10～-0.57,均P＜0.001).总量表的内部一致性Cronbach α系数为0.88,4个分量表的α系数在0.75 ～0.79之间;总量表的重测信度为0.74,4个分量表的重测信度在0.72 ～0.79之间.结论:本研究编制的大学生挫折应对能力陈述性量表具有良好的信度和效度,可在压力与应对领域研究和实践中作为测量量表或评估工具使用.
关键词： 大学生挫折应对能力陈述性量表 信度和效度 结构模型 量表编制 -
网络使用自评量表的初步分析
目的:对编制的网络使用自评量表进行试测,评价其信度和效度.方法:在本现况调查中,方便抽取北京市某非重点中学的1240名学生进行网络使用自评量表测试,并随机选取其中的130名学生进行三周后的重测;采用描述性流行病学方法对试测样本进行初步分析.结果:量表蕈测信度(r)为0.74(P＜0.01),全量表的Cronbach α系数为0.86;因子分析共提取8个因子,因子负荷数在0.382～0.811之间,累计贡献率为60.1%;将单侧95%(即-x+1.645s)作为阳性界值点,此时灵敏度为26.9%,特异度为94.0%,网络成瘾检出率为6.8%,且男生检出率高于女生(9.9%vs.4.2%,P＜0.01),高中生检出率高于初中生(8.4%vs.4.7%,P＜0.01).结论:自编的网络使用自评量表有满意的效度和信度,可用于中学生网络成瘾的流行病学调查;初步调查提示中学生网络成瘾有性别和年龄分布的差异.
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青少年攻击主题偏好问卷编制及其信效度检验
目的:编制青少年攻击主题偏好问卷(ASIQ),并检验其信效度.方法:以Brittain攻击主题偏好定义为理论依据,通过查阅已有文献研究以及对青少年进行开放性访谈等方法收集资料,以此分类和编码形成初始条目库;选取中学生330名进行预测,对结果进行条目分析和探索性因素分析形成正式版攻击主题偏好问卷.与效标效度问卷(Buss-Perry攻击性问卷)一起在750名中学生中正式施测,对结果进行验证性因素分析、结构方程模型检验以及一致性信度分析.结果:条目分析和探索性因素分析结果表明中学生攻击主题偏好问卷有6个维度29个条目,可以解释总变异的58.8％;验证性因素分析表明问卷具有良好的拟合指标(x2/df=3.10,RMSA=o.064,NH =0.92,IFI=o.94,NNFI =0.94,CH =0.94),探索性因素分析和验证性因素分析结果表明问卷具有良好的结构效度.攻击主题偏好对攻击性的预测作用有统计学意义(标准化回归系数β=0.53),结构方程模型中各条路径系数有统计学意义,模型拟合指标良好(x2/df=4.59,RMSA=0.07,NFI=0.95,IFI =0.96,CH=0.96),具有良好的效标效度.总量表内部一致性达到0.89,各分量表的α系数为0.83、0.74、0.81、0.84、0.85、0.58.结论:青少年攻击主题偏好问卷具有良好的信效度,可用于测量我国青少年的攻击主题偏好.
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大学生手机成瘾倾向量表的编制
目的:编制大学生手机成瘾倾向量表( MPATS),并检验其信效度.方法:通过查阅文献、访谈等方法编制题目.方便选取中部大城市641名大学生进行MPATS施测,通过项目分析筛选题目,对数据进行探索性因素分析(n =290)和验证性因素分析(n=351).另抽取同质被试67名大学生进行MPATS施测,并间隔1周后进行重测.结果:探索性因素分析获得16个项目,4个因素:戒断症状、突显行为、社交抚慰和心境改变.各因素负荷在0.51～0.79之间,累积方差贡献率为54.3％.验证性因素分析结果表明量表的四因素模型拟合良好.总量表的Cronbach α系数为0.83,4个因素的α系数在0.55～0.80之间；总量表的重测信度为0.91,4个因素的重测信度在0.75～0.85.结论:大学生手机成瘾倾向量表具有较好的信度和效度,可在未来相关领域使用.
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平静心境量表在大学生中的试测
目的:编制平静心境量表(IPSS)用于测量大学生的内心平静水平,并检验其效度和信度.方法:结合文献、访谈和半开放式问卷形成初测平静心境量表,以355名本科生与研究生为被试,进行初测问卷测查,完成条目分析和探索性因子分析.另选取336名本科生与研究生进行正式量表测查,完成验证性因子分析并对量表进行内部一致性信度、效标效度检验.以简式简明心境量表(POMS-SF)、安适幸福感量表(POM)、幸福感指数量表(IWB)、五因素正念度量表(FFMQ)和简式生存质量测定量表(WHOQOL-BREF)为效标.选取32名被试1个月以后进行重测.结果:探索性因子分析表明,IPSS为7个条目的单一维度量表;验证性因子分析接受这一模型(x2/df=1.34,NFI=0.99,IFI=0.99,TLI=0.99,CFI=0.99,RMSEA=0.03);IPSS得分与POMS-SF总分及抑郁-沮丧、愤怒-敌意、疲乏-迟钝、紧张-焦虑、迷惑-混乱维度得分均呈负相关(r=-0.62 ～-0.22,均P＜0.001);而与POM、IWB、FFMQ及WHOQOL-BREF的生理领域、心理领域、社会关系领域、环境领域得分呈正相关(r=0.29～0.59,均P＜0.001).量表的内部一致性Cronbach α系数为0.89,重测信度(r)为0.71.结论:本研究编制的平静心境量表有较好的效度和信度,可以作为测量内心平静的工具进行进一步的检验与完善.
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精神分裂症患者自我管理量表的编制
目的:编制一套适用于精神分裂症患者的自我管理量表,并对其进行条目筛选.方法:基于前期定性研究中有关患者自我管理的经历以及文献中自我管理量表中的条目,形成了75个条目的精神分裂症患者自我管理量表(Schizophrenia Self-Management Instrument Scale,SSMIS)草本.经专家及患者审核,保留48个条目,形成了精神分裂症患者自我管理量表初稿.选取在北京市海淀区4所社区卫生服务中心辖区内随访的精神分裂症患者200名,采用离散程度法、t检验法、相关系数法及因子分析法进行条目筛选.结果:经4种客观条目分析方法以及咨询相关领域专家,并结合专业意义进行综合分析,终共删除15个条目,保留33个条目.将保留的33个条目进行探索性因子分析,结果显示量表分为6个因子,累计方差贡献率为61.70％.将6个因子分别命名为:服药依从、药物的管理、精神症状的管理、维持日常生活及社会功能、利用资源及支持以及自我效能.将6因子模型进行验证性因素分析,结果显示模型与数据拟合程度较好(x2/df=4.35,GFI =0.81,RMSEA=0.10).结论:经过严格的条目筛选后,保留的条目符合代表性好、独立性强、敏感性高、区分性好的原则,达到了编制的要求.
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中学生非理性信念量表的编制
目的:编制中学生非理性信念评定量表(MIBS),检验其信度与效度.方法:建立条目库,经过项目筛选,保留40条组成MIBS.用MIBS对737名中学生进行测量,四周后对105名中学生用MIBS进行重测.另外,对40名焦虑患者进行了MIBS的测量.结果:MIBS的Chronbach s a系数为0.901,重测相关系数为0.834.正常中学生与情绪障碍患者MIBS分数存在显著差异(P＜0.01).探索性因素分析,各条目在相关因子的载荷为0.31～0.61,四个因子解释方差比率总计42.18%,验证性因素分析显示GFI、CFI、RMSEA值分别为0.871、0.862、0.092.结论:MIBS具有较好的信度和效度,是评定中学生非理性信念程度的有效工具.
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中学生暴力行为量表的编制
目的:从实施暴力、遭遇暴力和目击暴力3个角度来编制中学生暴力行为量表(MSSVBS),并检验其信效度.方法:通过文献分析、开放式问卷调查和访谈编制题项.同时从实施暴力、遭遇暴力和目击暴力三方面收集信息,要求被试以实施者、受害者、目击者3个角色分别作答.进行3次取样,用第1次预测样本(n=670)进行初步的项目分析和因素探索,用第2次预测样本(n=507)进行项目分析和探索性因素分析,用正式施测样本(n=1207)进行验证性因素分析及信度和效标效度检验.从正式施测样本中抽取47名学生间隔1周后重测.采用暴力遭遇问卷(LEQ)和Buss-Perry攻击问卷(BPAQ)作效标.结果:MSSVBS包含心理暴力和躯体暴力两个分量表(各22题),其中心理暴力包括人格侮辱、关系攻击、性骚扰和权利侵犯;躯体暴力包括攻击他人、自虐行为、自杀意念与行为和极严重暴力.两个分量表经验证性因素分析所得模型均符合心理测量学要求(RMSEA＜0.08,NFI ＞0.9,NNFI ＞0.9,CFI＞0.9);MSSVBS得分与LEQ和BPAQ得分呈正相关(r=0.43、0.33,均P＜0.001).两个分量表的Cronbachα系数分别为0.82和0.80,重测信度分别为0.82和0.79.结论:本研究编制的中学生暴力行为量表具有良好的心理测量学特征,可以用于测量我国中学生的暴力行为.
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基于Delphi法构建肿瘤患者置入PICC知识、态度、行为量表
目的 编制肿瘤患者置入PICC知识、态度、行为量表,作为患者健康教育效果的评价指标.方法 在文献回顾的基础上,形成备选条目池,采用Delphi法对全国的16位专家进行两轮咨询.对Delphi专家咨询的结果采用积极系数、集中程度、协调程度、权威系数评价,积极系数采用回收率来表示,集中程度采用均数、标准差、满分比来表示.协调程度(Kendall和谐系数)采用非参数检验的x2检验.权威系数通过计算专家的学术水平权、判断依据、熟悉程度的算术平均值来表示.结果 两轮专家咨询表的回收率均为100％,第一轮、第二轮的协调系数分别为0.305,0.487.专家总体的权威系数为0.90.初步形成了肿瘤患者置入PICC知识、态度、行为量表,共计36个条目,其中知识部分19项,态度部分9项,行为部分8项.结论 肿瘤患者置入PICC知识、态度、行为初始量表咨询专家的代表性好,可靠度较高,但量表仍需通过信效度验证.
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颅脑创伤护理人员胜任特征量表的编制
目的 探讨颅脑创伤护理人员胜任特征内涵,编制颅脑创伤护理人员胜任特征测量表.方法 通过文献检索和调查问卷,初步编制颅脑创伤护理人员胜任特征测量表,并对全国9个省市18家医院从事颅脑创伤护理工作的586例护理人员展开调研分析,以确定正式量表;复测量表232例,并以中国护士胜任特征量表为关联效标,检测该量表的外部效度.结果 颅脑创伤护理人员胜任特征测量表包括6个因素21个题项;单因子分析结果显示,各题项在各自因素上的因子载荷为0.633～0.870(P<0.01),共同度在0.508～0.708,内部一致性系数α=0.930,分半信度0.935,说明该量表具有良好的信效度;皮尔逊相关系数=0.636,支持量表的外部效度;不同学历的颅脑创伤护理人员存在胜任特征测量分值的差异有统计学意义(P<0.01).结论 颅脑创伤护理人员胜任特征量表具有较好的测量学特性,对不同绩效颅脑创伤护理人员具有较好的鉴别力.
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应用中医和心理学理论编制特勤人员社会适应度量表的初步探讨
目的 运用中医和心理学理论编制特勤人员的社会适应度量表并对其进行信、效度检验.方法 通过文献研究、工作分析、问卷调查和专题访谈法构建量表的理论模型,依据理论模型确立量表的理论维度,编制条目形成条目池.结果 通过专家重要分析和对调查资料运用Cronbaeh α系数内部一致性分析、分辨率系数、相关性分析、验证性因子分析等对条目进行分析和筛选.后形成6个维度14个因子40个条目的量表,各维度分别为心理特征、体能状况、智力水平、人际关系、环境因素和道德品质,各因子分别为自控性、自尊性、性格倾向性、自信心、生理机能、学习智力、创造智力、领导智力、乐群性、合作性、信任感、自然环境、社会环境和道德品质.结论 该量表按照国际通用的方法编制,具有较好的信度和效度,达到中医和心理学测量标准,为特勤人员的社会适应情况评价提供了一个有效而实用的工具.
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腹膜透析患者健康促进生活方式量表信度和效度的检验
目的 编制腹膜透析患者健康促进生活方式量表并检验其信度和效度,为评估腹膜透析患者生活方式状况提供依据.方法 通过文献研究、半结构式访谈作为量表的构想维度和条目池的主要来源,经专家会议法形成初始量表,后通过预调查对量表进行验证和完善. 结果 腹膜透析患者健康促进生活方式量表包含6个维度35个条目.该问卷信度Cronbach's α系数为0.898,各维度Cronbach's o系数为0.777～0.815,量表的重测信度系数为0.905,各维度Cronbach数为a系数为0.762～0.805.效度(content validity index,CVI)指数为0.800～1.000,平均CVI为0.867.结论 该量表具有较好的信效度,适用于腹膜透析患者健康行为的评估.
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《听力障碍大学生职业成熟度量表》的初步编制
目的：编制适用于听障大学生的职业成熟度量表。方法通过结构式问卷调查试测，确立听障大学生职业成熟度理论构想维度及评估项目，经探索性因素分析和验证性因素分析，形成包含两大维度50个项目的《听力障碍大学生职业成熟度量表》，并对289名听障大学生正式施测，终对评估量表进行项目分析和信效度检验。结果听障大学生职业知识成熟度分量表、职业态度成熟度分量表的内部一致性信度分别为0.78、0.60，总量表的内部一致性信度为0.80。验证性因素分析显示两个分量表的拟合情况均在合理范围内（RMSEA指标均为0.05～0.08）。职业成熟度与职业决策自我效能间的相关系数为0.651（P=0.000）。结论《听力障碍大学生职业成熟度量表》具有合理的信度与效度，可作为测量听障大学生职业成熟度的有效工具。
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军事飞行员职业自我效能感量表的探索性分析
目的编制军事飞行员职业自我效能感量表. 方法首先对30名飞行专家进行访谈,形成20个条目的自我效能感量表初稿,以及11个条目的工作绩效考核提纲.然后对507名现役军事飞行员的职业自我效能感进行了测量,同时由109名飞行领导对这些飞行员进行了考核.通过探索性因子分析对项目进行优化和因子提取.后进行信度和效度检验. 结果初步形成了一个有15个项目组成的军事飞行员职业自我效能感量表,包括4个因子:适应效能感、飞行效能感、成就效能感和体能效能感.该量表具有较好的信度和效度. 结论在招飞及改装体检时使用本量表可以提高选对率.
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家庭养老负担量表的初步编制及信效度检验
目的 编制家庭养老负担量表,并对其进行信度及效度检验,为测量家庭的养老负担提供工具.方法 通过文献回顾及访谈法编制家庭养老负担初始量表,采用整群抽样方法抽取山东省210名育龄一孩妇女评估检测其信效度.结果 家庭养老负担量表包括4个维度21个条目:活动负担(7个条目)、身心负担(6个条目)、经济负担(5个条目)、情感负担(3个条目).总量表的Cronbach's α系数为0.933,分半信度系数为0.885,总量表的内容效度指数为0.905,结构 效度4个因子的累计贡献率为65.658％.结论初步编制的家庭养老负担量表信效度良好,可作为评估家庭养老负担的工具.
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脑瘫脾肾虚量表的编制应用与修订
目的 对初步拟定的脑瘫脾肾虚量表进行评定,提出修改方案.方法 以在成都市第一人民医院儿童康复中心接受治疗的脑瘫患儿272例为对象,用自制的脑瘫脾肾虚量表进行问卷调查 ,以SPSS 11.5软件为工具,运用主成分因子分析、变异法,敏感性及重要性主观评分法对量表条目进行筛选,保留各法选出的条目.以条目所表达的内容为主,结合统计的结果及与其他条目之间的关系衡量条目的取舍,并考查量表Cronbach's a系数是否＞ 0.7.结果 删除变异系数极大、条目内容与所要表达的主题不相符合的条目2条, 结合临床实际,剔除不能准确把握的条目2条,修正表达不恰当的条目5条.结论 依据合理的原理编制量表,并借助恰当的方法修订量表是量表制定的有效途径.
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患者预设性不信任情境量表的初步编制
背景 部分患者就医前对医生的预设性不信任是导致不良医患关系的重要原因,目前关于评估患者预设性不信任的工具仍较少.目的 初步编制患者预设性不信任情境量表,并进行信效度检验.方法将文献查阅、临床实践、研究小组讨论等方法结合,编制患者预设性不信任情境量表.分别于2018年1—2月、2018年2—3月,采用方便抽样法,分别选取医院就诊患者52例和384例进行预调查和正式调查.通过预调查初步优化量表结构,通过正式调查并基于探索性因子分析、相关性分析、效标效度、Cronbach'sα系数等进行量表条目筛选及信效度检验.结果终确定的患者预设性不信任情境量表共包括22个条目.通过探索性因子分析提取8个公因子,分别为医患沟通、患者个人经验、医生修养、医疗制度、医生医德、其他因素、医生技术、患者判断.探索性因子分析结果显示,8个公因子的累积方差贡献率为58.794％.Pearson相关分析结果显示,量表各条目得分与总分、个条目得分与对应的公因子得分均呈线性正相关(P<0.05).将维克森林医师信任量表作为患者预设性不信任情境量表的效标,Pearson相关分析结果显示,两个量表总分呈线性负相关(P<0.05).患者预设性不信任情境量表的Cronbach'sα系数为0.708,分半信度系数为0.729.结论编制的患者预设性不信任情境量表区分度良好,具有较好的效度和信度,可作为我国患者对医生预设性不信任程度测量的适用工具.
