农村中医适宜技术问卷的信度和效度分析

目的分析农村中医适宜技术问卷的的信度和效度。方法采用现场调查的方式,由被访者本人填写该问卷,收回有效问卷1 387份。结果信度方面,通过内部一致性信度检验,在对农村中医适宜技术价位需求和对具体农村中医适宜技术的选择两个领域信度较好,均高于0.6;只有对农村中医适宜技术的一般认识领域的信度低于0.6。问卷总体的克朗巴赫α系数为0.964 4,分半系数为0.922 0。效度方面,结构效度采用因子分析法,按特征根值>1提取其因子,共提取因子6个,累计贡献率为65.46%。结构效度与理论假设相近。结论该调查问卷具有较好的信度、效度,在相关领域研究和评定中具有一定的实用价值。     

上海市青少年控烟问卷的信度和效度分析

目的通过青少年控烟问卷的信度和效度分析评价其在上海市中学生中应用的可行性。方法采用整群随机抽样的方法在上海市范围内抽取3个区,对区内所属的41所学校19 117名初中生和高中生进行青少年控烟问卷调查,问卷内容包括个人、家庭和学校的基本信息、烟草使用情况、吸烟危害的认知、烟草使用的内在倾向、学校控烟教育环境、烟草使用的外在吸引力认同、二手烟暴露情况、家庭烟草接触暴露、同伴烟草使用情况以及烟草的媒体暴露风险。用统计软件评价其效度和内在信度。对其中6所学校的287名初中和高中生以相同问卷接受两次调查,评价重测信度。结果主要测量指标的内在信度Cronbach’sα系数为0.504～0.804,家庭烟草接触暴露和未来吸烟倾向2个维度的内在信度最高。Spearman相关系数均0.7,问卷的重测信度良好。因子分析显示问卷的结构效度较好,10个公因子涵盖了倾向因素、强化因素和促成因素,能解释问卷全部内容的61.17%。结论制定的青少年控烟问卷具有良好的信度和效度,可以用于青少年控烟的相关研究。     

食物频度问卷的信度和效度评价

目的:对食物频度问卷的信度和效度进行考察.方法:对101名同济大学在校大学生进行两次食物频度问卷调查和1次3日膳食记录,两次食物频度问卷调查的时间间隔为3周.采用Wilcoxon符号等级检验和Spearman等级相关系数进行统计学分析.结果:两次食物频度问卷个体营养素摄入量的中位数差别小于10%;二者显著相关,相关系数在0.382和0.727之间(P＜0.001).食物频度问卷与3日膳食记录所测各营养素的中位数除胆固醇(31.32%)外差别不大;相关系数校正后为0.232～0.646,除胆固醇(P=0.064)外,其余均有统计学意义(P＜0.05).结论:食物频度问卷具有较好的信度和效度,但明显高估了胆固醇的摄入量,故需要对问卷作进一步的改进,才可以更好地评估研究对象的膳食结构.     

儿童虐待史问卷的信度效度分析

目的 引入儿童虐待史问卷(CECA.Q),并对它进行初步的信度、效度分析。方法 对 308例某一社区人群和 60例抑郁症患者人群进行了CECA.Q测试,分析CECA.Q的内部一致性,重测信度,内容及校标效度。结果 CECA.Q的精神虐待部分的Cronbach’sα系数为 0. 97 (其中母亲为 0. 96,父亲为0. 94),其中憎恶因子为 0. 93 (其中母亲为 0. 90,父亲为 0. 88 ),忽视因子为 0. 97 (其中母亲 0. 96,父亲0. 95)。精神虐待的重测信度 0. 82(其中母亲 0. 80,父亲 0 83),其中憎恶因子为 0. 80 (其中母亲为 0. 80,父亲为0. 67),忽视因子为 0. 78(其中母亲 0. 75,父亲 0. 77);躯体及性虐待的两次测评的一致性好 (Kappa值为0. 78)。精神虐待分值与抑郁自评量表 (SDS)分值正相关(r=0. 61,P<0. 01),CECA.Q与儿童虐待史晤谈评定提纲(CECA)评定躯体及性虐待史的一致性好(Kappa值为 0. 87),抑郁症患者的精神虐待分值高于社区人群的精神虐待分值(P<0. 05)。结论 儿童虐待史问卷具有较好的信、效度,在我国也可作为回顾性儿童虐待史筛选调查的自评工具。     

儿童虐待史问卷的信度效度分析

目的引入儿童虐待史问卷(CECA.Q),并对它进行初步的信度、效度分析.方法对308例某一社区人群和60例抑郁症患者人群进行了CECA.Q测试,分析CECA.Q的内部一致性,重测信度,内容及校标效度.结果 CECA.Q的精神虐待部分的Cronbach's α系数为0.97(其中母亲为0.96,父亲为 0.94),其中憎恶因子为0.93(其中母亲为0.90,父亲为0.88),忽视因子为0.97(其中母亲0.96,父亲 0.95).精神虐待的重测信度0.82(其中母亲0.80,父亲0.83),其中憎恶因子为0.80(其中母亲为0.80,父亲为 0.67),忽视因子为0.78(其中母亲0.75,父亲0.77);躯体及性虐待的两次测评的一致性好(Kappa值为 0.78).精神虐待分值与抑郁自评量表 (SDS)分值正相关(r=0.61,P ＜0.01),CECA.Q与儿童虐待史晤谈评定提纲(CECA)评定躯体及性虐待史的一致性好(Kappa值为0.87),抑郁症患者的精神虐待分值高于社区人群的精神虐待分值(P ＜0.05).结论儿童虐待史问卷具有较好的信、效度,在我国也可作为回顾性儿童虐待史筛选调查的自评工具.     

杜克健康问卷信度和效度的初步研究

目的研究杜克健康问卷(Duke Health Profile, THE DUKE)对心理咨询门诊病人初步应用的信度和效度.方法以上海精神卫生中心心理咨询门诊的病人为研究对象,由专业护士指导自评.信度评定用Cronbach α值表示量表的内部一致性,复测信度评定间隔两周;用自测健康评定量表(SRHMS)、焦虑自评量表(SAS)、抑郁自评量表(SDS)作为效标测验平行效度.结果THE DUKE总体α值0.66;躯体、心理、社会、焦虑和抑郁各分量表的α值分别为0.61、0.52、0.25、0.51和0.60; THE DUKE的躯体、心理、社会、焦虑和抑郁与健康自测问卷中生理、心理、社会及SAS、SDS的相关系数分别是0.332、0.548、0.277、-0.395、-0.562(P＜0.01).结论THE DUKE对心理咨询门诊病人有良好的信度和效度,简单实用有进一步研究和推广的价值.     

杜克健康问卷信度和效度的初步研究

目的：研究杜克健康问卷（Duke Health Profile，THEDUKE）对心理咨询门诊病人初步应用的信度和效度。方法：以上海精神卫生中心心理咨询门诊的病人为研究对象，由专业护士指导自评。信度评定用Cronbaeha值表示量表的内部一致性，复测信度评定间隔两周；用自测健康评定量表（SRHMS）、焦虑自评量表（SAS）、抑郁自评量表（SDS）作为效标测验平行效度。结果：THEDUKE总体α值0．66；躯体、心理、社会、焦虑和抑郁各分量表的α值分别为0．61、0．52、0．25、0．51和0．60；THEDUKE的躯体、心理、社会、焦虑和抑郁与健康自测问卷中生理、心理、社会及SAS、SDS的相关系数分别是0．332、0．548、0．277、-0．395、-0．562（P〈O．01）。结论：THEDUKE对心理咨询门诊病人有良好的信度和效度，简单实用有进一步研究和推广的价值。     

神经精神症状问卷中文版的信度和效度

目的 评估神经精神症状问卷中文版(Chinese version of the neuropsychiatric inventory,CNPI)的信度和效度.方法 对2004年至2008年间到上海交通大学医学院附属精神卫生中心就诊的219例阿尔茨海默病(AD)患者的照料者进行CNPI的测试,每例被测试者在4周后均进行重测.应用SPSS11.0统计软件进行信效度分析.结果 CNPI症状分问卷Cronbach α系数为0.69,CNPI苦恼分问卷Cronbach α系数为0.72.重测相关系数在0.66～0.98之间(P<0.001),其中症状分问卷总分相关系数为0.96(P<0.001),苦恼分问卷总分相关系数为0.94(P<0.001);对症状分问卷12个条目进行主轴因子分析产生5个公因子,累积解释变异量为67.0%;对苦恼分问卷12个条目进行主轴因子分析也产生5个公因子,累积解释变异量为70.2%.结论 CNPI的同质性信度和重测信度较高,内容效度和结构效度较好.     

早年创伤问卷简表中文版的信度和效度

目的 评估早年创伤问卷简表(ETI-SF)中文版的信度和效度.方法 对265名被试进行ETI-SF中文版的评定,其中正常人42名、抑郁障碍94例,物质滥用者129例,130名在2～4周后重测.结果 ETI-SF四种童年创伤维度分量表的Cronbaeh's α系数在0.64～0.84之间,全量表Cronbach's α系数为0.83;重测相关系数在0.65～0.81之间(P＜0.01);正常对照组各型童年创伤评分显著低于物质滥用和抑郁障碍组,3组中物质滥用组性创伤得分最高,抑郁障碍组情感虐待分最高,ETI-SF能有效区分.结论 ETI-SF中文版信度和效度较好,具有临床与科研应用价值.     

一般工作紧张问卷中文译本的信度和效度

目的评价一般工作紧张问卷中文译本的信度和效度。方法采用一般工作紧张问卷对１１１６名男性火车司机的职业紧张因素、个性特征、非工作因素、社会支持以及紧张反应进行测试;信度指标为平均项目—总分相关系数和Ｃｒｏｎｂａｃｈ＇ｓα系数;以因病缺勤天数为效标分析紧张反应量表的效标效度和预测效度,计算紧张因素、缓冲因素和非工作因素对紧张反应因素的预测贡献率以分析理论概念效度。结果该问卷中译本各量表或子量表的信度值平均项目—总分相关系数较大多在０．６０以上,Ｃｒｏｎｂａｃｈ＇ｓα系数大多在０．７０以上,并具有较高的效标效度、预测效度和构思效度。结论该问卷的大多数表可应用于我国。     

一般工作紧问卷中文译本的信度和效度

目的 评价一般工作紧张问卷中文译本的信度和效度。方法 采用一般工作紧问卷对１１１６名男性火车司机的职业紧因素、个性特征、非工作因素、社会支持以及紧反应进行测试；信度指标为平均项目－－总分相关系数和Ｃｒｏｎｂａｃｈ‘ｓα系数；以因病缺勤天数为效标分析紧反应量表的效标效度和预测效度，计算紧张因素、缓冲因素和非工作因素对紧反应因素的预测贡献率以分析理论概念效度。结果 该问卷中译本各量表或子量表的信度值美     

基于网络的食物频率问卷信度和效度研究

目的：研究基于网络调查的食物频率问卷的信度和效度。方法在哈尔滨医科大学随机抽取84名学生就最近4个月内膳食习惯进行两次食物频率的问卷调查。比较学生食物摄入的营养素的相关性,检验问卷的信度;并在第一次网络食物频率问卷调查之后连续记录3天的膳食日志,用三日膳食日志的平均结果与第一次网络食物频率问卷的相关性分析结果评价问卷的内容效度。结果①效度研究中,除了胆固醇、维生素A和铜元素,网络食物频率问卷与三日膳食日志的能量和21种营养素摄入量均为显著相关,r为0.229～0.996,r平均值0.594。②信度研究中,两次网络食物频率问卷的能量和24种营养素均为显著相关,r为0.541～0.917,r平均值为0.722。③一致率分析中,营养素的效度研究一致率为88％,营养素的信度一致率为100％。结论基于网络食物频率问卷具有良好的信度和效度,是研究人群营养与慢性病关系的理想工具。     

中医体质量表的信度和效度评价

目的对开发的60个条目构成的、包含9个亚量表的中医体质量表进行信度、效度评价。方法2005年6月～2006年3月，以我国东西南北中5个地域的自然人群和体检中心15岁以上、获得知情同意的2500人为调查对象（包括健康者和患病者）实施调查。通过量表的回答时间和量表的各个条目的回答率评价其实用性。在对各个亚量表用相关系数评价再现性的基础上，进一步用Cronbaeh’s　α系数评价亚量表内条目的一致性。以中医体质量表与健康状况调查问卷SF-36的相关系数评价其效标效度。结果量表的回答时间平均为12min，60个条目回答率都很高（99％～100％）。9个亚量表得分的再现性相关系数为0．76～0．90，9个亚量表的内部一致性系数为0．72～0．80。与健康状况调查问卷的效标效度的评价结果显示，平和质呈显著正相关（r=0．58，P〈0．01），而各个偏颇体质类型呈显著负相关（r=-0．38～-0．54，P〈0．01）。依据BMI分组，以t检验进行分析的结果，中医体质量表痰湿质、气虚质、阳虚质3个亚量表得分存在显著差异（P〈0．01或P〈0．05）。结论中医体质量表具有较好的信度和效度，可以认为中医体质量表是一个性能良好的测评工具。     

中医体质量表的信度和效度评价

目的 对开发的60个条目构成的、包含9个亚量表的中医体质量表进行信度、效度评价.方法 2005年6月～2006年3月,以我国东西南北中5个地域的自然人群和体检中心15岁以上、获得知情同意的2500人为调查对象(包括健康者和患病者)实施调查.通过量表的回答时间和量表的各个条目的回答率评价其实用性.在对各个亚量表用相关系数评价再现性的基础上,进一步用Cronbach's α系数评价亚量表内条目的一致性.以中医体质量表与健康状况调查问卷SF-36的相关系数评价其效标效度.结果 量表的回答时间平均为12 min,60个条目回答率都很高(99%～100%).9个亚量表得分的再现性相关系数为0.76～0.90,9个亚量表的内部一致性系数为0.72～0.80.与健康状况调查问卷的效标效度的评价结果显示,平和质呈显著正相关(r =0.58,P ＜0.01),而各个偏颇体质类型呈显著负相关(r =-0.38～-0.54,P ＜0.01).依据BMI分组,以t检验进行分析的结果,中医体质量表痰湿质、气虚质、阳虚质3个亚量表得分存在显著差异(P ＜0.01或P ＜0.05).结论 中医体质量表具有较好的信度和效度,可以认为中医体质量表是一个性能良好的测评工具.     

中文版手机依赖性问卷在大学生群体的信度和效度分析

目的 评价中文版手机依赖性问卷（MPIQ）在大学生中的效度和信度。方法 选取在校大学生2122 名,使用中文版MPIQ评定被试者手机依赖情况。1 个月后,随机选取其中的60 名测评中文版MPIQ以评定重测信度,并应用ROC曲线评估不同划界值的的真阳性率（灵敏度）和假阳性率（1-特异度）,寻求最佳划界分。结果 98.9% 的受试者完成中文版MPIQ的所有条目填写。中文版MPIQ总分呈正偏态分布,中文版MPIQ得分性别无统计学差异,探索性因子分析趋向于单因子结构,方差解释值为49.01%。各条目载荷在0.54~0.77;Chronbach α系数和Spearman Brown分半信度为0.84和0.83,条目与总分的相关系数为0.54~0.76,重测信度为0. 48（P<0.001）,ROC曲线下面积0.707,最佳截断点32.5,敏感度为0.634,特异值为0.652,中文版MPIQ总分在32以上为手机依赖组。结论 中文版MPIQ有较好的效度和信度,初步探讨最佳划界分为32 分。     

儿童发育性运动协调障碍问卷的信度和效度

目的 引进和分析儿童发育性运动协调障碍问卷(DCDQ)的信度和效度.方法 以104例幼儿园学生为样本,对DCDQ进行信度、效度评定.结果 DCDQ幼儿园版的内部一致性信度α系数为0.905,重测信度为0.715(P ＜0.01).因素分析显示4个因子,它们决定了总方差的 65.23%.结论 DCDQ信度和效度良好,可以作为筛查儿童发育性运动协调障碍的工具.     

一种疲劳自评问卷的信度和效度初探

目的 :探讨以量表形式自我评价主观疲劳程度的可行性。方法 :建立一种简便、实用的主观疲劳程度自评问卷 ,对其信度和效度进行初步检验。结果 :该问卷总分和各因子分两次测试评分的相关系数分别为 0 .95、0 .80、0 .89、0 .6 0 (P <0 .0 1) ;总分和各因子分相互之间高度相关 ,且与自认疲劳分级 (RPE)、睡眠质量问卷、症状自评量表 (SCL - 90 )总分具有高度相关性。健康男性医学生 2 4h睡眠剥夺后疲劳问卷总分和各因子分比平时显著增高 (P <0 .0 1)。舰员经 2个多月海上航行后疲劳问卷总分和各因子分显著高于医学生平时 (P <0 .0 1) ,但低于医学生 2 4h睡眠剥夺后 (P <0 .0 1)。结论 :该问卷具有较高的信度和效度。对问卷内容进行修订 ,并作进一步标准化后 ,可望用于对健康人群主观疲劳程度的评价。     

儿童发育性运动协调障碍问卷的信度和效度

目的引进和分析儿童发育性运动协调障碍问卷（DCDQ）的信度和效度。方法以104例幼儿园学生为样本,对DCDQ进行信度、效度评定。结果DCDQ幼儿园版的内部一致性信度α系数为0.905,重测信度为0.715（P〈0.01）。因素分析显示4个因子,它们决定了总方差的65.23%。结论DCDQ信度和效度良好,可以作为筛查儿童发育性运动协调障碍的工具。     

社区卫生服务反应性与满意度问卷的信度及效度分析

目的探讨社区卫生服务反应性与满意度测量问卷的信度与效度。方法制定“社区健康服务中心利用情况调查表”调查678名患者,利用SPSS11.0分别计算克朗巴赫(Cronbach′s)α系数、信度系数R和结构效度。结果反应性问卷的Cronbach′sα系数为0.78、折半信度为0.83、特征值>1的公因子有6个,累积贡献率为64.1%;满意度问卷的Cronbach′sα系数为0.90、折半信度为0.93、特征值>1的公因子有3个,累积贡献率为58.2%。结论社区卫生服务的反应性与满意度问卷具有较好的信度与效度。