大学生生涯适应力与职业探索:职业使命感和职业决策自我效能感的中介作用

目的:探讨大学生生涯适应力、职业使命感、职业决策自我效能感与职业探索之间的关系。方法:以生涯建构理论为指导,运用大学生生涯适应力量表(CAAS)、职业使命感量表(CCS)、职业决策自我效能感量表(CDMSE)、职业探索量表(CES)对西安3所大学的578名大学生进行调查。结果:生涯适应力与职业使命感,职业决策自我效能感和职业探索之间均存在正相关(r=0.453,0.605,0.444;P0.01),职业使命感与职业决策自我效能感和职业探索之间均存在正相关(r=0.417,0.437;P0.01),职业决策自我效能感和职业探索之间存在正相关(r=0.549,P0.01);生涯适应力可以通过职业使命感间接预测职业探索(P0.001),也可以通过职业决策自我效能感间接预测职业探索(P0.001),整体模型拟合良好(χ2/df=3.737,GFI=0.924,NFI=0.934,CFI=0.951,RMSEA=0.069)。结论:生涯适应力可通过职业使命感和职业决策自我效能感的多重中介作用影响职业探索行为。     

自我调节学习效能感问卷中文版修订

目的:修订自我调节学习效能感问卷,并进行信效度分析。方法:371名初中生以及368名高中生填写了自我调节学习效能感问卷、一般自我效能感问卷。结果:单因素11条目的自我调节学习效能感量表有良好的结构效度(高中:RMSEA=0.070,χ2/df=2.05,CFI=0.95,GFI=0.93,NFI=0.91,AFGI=0.90;初中:RMSEA=0.068,χ2/df=2.07,CFI=0.97,GFI=0.93,NFI=0.91,AFGI=0.89)、内部一致性信度(高中α=0.85;初中α=0.94)、分半信度(高中r=0.80;初中r=0.94)以及效标关联效度(自我调节学习效能感与一般自我效能感的相关:高中r=0.27,P0.01,初中r=0.38,P0.01)。结论:自我调节学习效能感有较好的信效度指标,可用于测量个体对其在学业活动上,自我调节能力的效能感。     

父母教养方式对大学生情绪表达的影响:成人依恋的中介作用

目的:探讨成人依恋在父母教养方式和大学生情绪表达中的中介作用。方法:选取上海某大学600名大学生为被试,采用情绪表达量表(EES)、亲密关系经验量表(ECR-R)、父母教养方式问卷简式中文修订版(sEMBU-c)为工具进行测评。结果:(1)情绪表达、父母教养方式、成人依恋三者相关显著,情绪表达与依恋亲近呈显著性相关(r=-0.25,P0.001),与依恋焦虑呈显著性负相关(r=-0.11,P0.01),与父亲过度保护和母亲过度保护呈显著性负相关(r=-0.09,P0.05;r=-0.12,P0.01);(2)父母过度保护对情绪表达具有负向的直接作用(β=-0.16,P0.01);(3)结构方程模型拟合优度检验证明模型拟合良好(χ~2=561.65,dF=165,RMSEA=0.06,CFI=0.90,TLI=0.91,AGFI=0.87)。结论:父母教养方式通过成人依恋的部分中介作用影响大学生情绪表达。     

公务员的心理弹性对压力与主观幸福感关系的调节效应

目的:本研究旨在分析公务员的心理弹性、压力与主观幸福感的关系,并检验心理弹性的调节效应。方法:采用方便抽样调查了403名公务员,使用中国成年人心理弹性量表修订版(RSCA-R)、公务员压力量表(CSSS)、中国人主观幸福感量表(CHI),考察被试的心理弹性、压力与主观幸福感状况,并通过相关分析、结构方程模型探讨变量之间的关系。结果:心理弹性各维度与压力呈负相关(r=-0.39~-0.22,P0.01),与主观幸福感呈正相关(r=0.27~0.61,P0.01),压力各维度与主观幸福感呈负相关(r=-0.41~-0.24,P0.01)。心理弹性调节模型的各拟合指数分别为:χ2/df=2.35,GFI=0.90,AGFI=0.88,NFI=0.92,CFI=0.95,TLI=0.94,RMSEA=0.06,显示模型拟合良好。压力与心理弹性乘积项对主观幸福感的路径系数显著(γ=-0.24,SE=0.09,P0.01),这表明心理弹性可以负向调节压力与主观幸福感之间的关系。结论:良好的心理弹性对于高压力水平下公务员的主观幸福感具有保护作用。     

大学生成就动机与学习倦怠的关系:希望的中介作用

目的:探讨大学生的希望水平在成就动机和学习倦怠之间的中介作用。方法:采用成就动机量表(AMS)、心理资本量表和大学生学习倦怠调查量表对318名在校大学生进行测量,收集相关数据。结果:①大学生学习倦怠现象普遍存在;②学习倦怠与希望显著负相关(r=-0.372,P0.01),学习倦怠与成就动机显著负相关(r=-0.450,P0.01),成就动机和希望显著正相关(r=0.304,P0.01);③中介效应检验表明,希望在追求成功和学习倦怠之间起部分中介作用(χ~2/df=1.850,RMSEA=0.076,GFI、CFI、NFI、IFI0.9),希望在避免失败和学习倦怠之间起部分中介作用(χ~2/df=1.385,RMSEA=0.075,GFI、CFI、NFI、IFI0.9)。结论:大学生学习倦怠现象普遍存在,成就动机、学习倦怠、希望三者关系密切且希望在成就动机和学习倦怠之间起部分中介作用。     

Gross-John情绪调节问卷在中学生中的试用

目的:检验Gross-John情绪调节问卷(ERQ)在中学生中的适用性,用于评估其在青春期阶段倾向于采用认知重评和表达抑制情绪调节策略的程度。方法:选取贵州遵义和六盘水两个地区6所学校初一至高三年级的学生1550人[平均年龄(16±2)岁],将数据随机分半,一半用于探索性因子分析,另一半用于验证性因子分析;采用情绪调节量表(ERS)、一般健康问卷(GHQ-12)和Rosenberg自尊量表(RSES)为效标。两周后随机选取其中55人进行重测。结果:探索性因子分析显示,问卷10个条目的因子负荷在0.52～0.81之间,可分为认知重评、反应抑制2个因子;验证性因子分析显示各指标拟合良好(4.13,P0.001,CFI=0.95,TLI=0.93,RMSEA=0.06,SRMR=0.04)。认知重评得分与ERS的2个维度得分、RSES得分呈正相关(r=0.63、0.27、0.28),与GHQ-12得分呈负相关(r=-0.33);反应抑制得分与ERS的2个维度得分、GHQ-12得分呈正相关(r=0.09、0.58、0.26),与RSES得分呈负相关(r=-0.22),均P0.001。问卷2个因子的内部一致性系数均为0.78,2周后重测信度为0.64、0.72。结论:修订后的Gross-John情绪调节问卷达到了可接受的测量学标准,可以用来测量中学生的认知重评和表达抑制水平。     

想法行为混淆量表在中国大学生中的修订

目的:在大学生群体中修订想法行为混淆量表(Thought-Action Fusion Scale,TAFS),并考察其信效度.方法:采用方便取样方法,对样本1的378名大学生施测TAFS、贝克抑郁问卷、状态特质焦虑问卷、Frost完美主义问卷、多元个人传统性量表,以检验量表的效度,并随机选取其中42名学生,在初测4周后进行了重测以检验重测信度;对样本2的273名大学生施测TAFS、白熊压抑量表、帕多瓦量表,以验证强迫观念认知模型的跨文化有效性.结果:对样本1的探索性因素分析获得TAF量表的3个因素(道德、可能性-自我和可能性-他人),3个因素可解释总变异的51%(各条目在所属因子的因素负荷为0.418～0.847);对样本2的验证性因素分析显示,三因素模型拟合良好(χ2/df =2.25,CFI=0.92,TLI=0.90,RMSEA=0.07,SRMR=0.06).TAFS总分的内部一致性系数为0.86,重测信度为0.67;3个因素的内部一致性系数分别为0.84、0.83和 0.86.效标效度分析表明TAFS总分和TAF可能性分量表均与抑郁(r=0.19、0.27)、完美主义(r=0.25、0.27)、迷信信念(r=0.25、0.26)呈正相关,均P＜0.05;TAF可能性分量表与特质焦虑呈正相关(r=0.22,P＜0.05);TAF道德分量表与以上量表均无相关(P>0.05).结构方程模型的结果证实了以下模型:想法行为混淆导致思维压抑,而思维压抑导致强迫症状(χ2/df=1.285,CFI=0.988,GFI=0.990,TFL=0.982,RMSEA=0.035).结论:想法行为混淆量表的中文修订版具有良好的信度和效度,可以用来测量对强迫症症状的发展及维持起作用的两种认知偏差.     

15条目社区心理体验评估阳性分量表中文版测评高中生的效度和信度

目的:考察15条目社区心理体验评估阳性分量表(CAPE-P15)中文版在高中生中的效度和信度。方法:对2054名高中生进行CAPE-P15中文版施测,其中800人完成精神病前驱期问卷(PQ-16),121人在2周内完成重测(间隔7~14 d)。结果:探索性因子分析发现,被害意念、怪异体验、感知异常3因子结构拟合最优(χ²=257.79,df=63, TLI=0.973,CFI=0.955,SRMR=0.023,RMSEA=0.050);验证性因子分析证实该模型拟合良好(χ2=229.58,df=87,TLI=0.949,CFI=0.938,SRMR=0.038,RMSEA=0.045);CAPE-P15显示严格的跨性别测量的等值性(ΔCFI<0.01,ΔTLI<0.01);CAPE-P15总量表及3个因子的频率得分与痛苦程度得分均呈正相关(r=0.88~0.92,均P<0.001);CAPE-P15频率总分与PQ-16的条目总分及痛苦程度总分均呈正相关(r=0.62、0.68,均P<0.001)。总量表及3个因子的Cronbach α系数为0.73~0.91,重测信度(ICC)为0.71~0.86。结论:社区心理体验评估阳性分量表(CAPE-P15)中文版在高中生中有良好的效度和信度,可用于高中生精神病样体验的评估。     

个人意义清单简版中文修订版在大学生群体中的适用性

目的:检验个人意义清单简版(Personal Meaning Profile-B,PMP-B)中文修订版在大学生群体中的效度和信度。方法:选取2份样本共1016名在校大学生,样本1(n=946)用于验证性因素分析及使用生命意义感量表中文修订版(MLQ-C)进行效标关联效度检验,并检验同质性系数和合成信度;样本2(n=70)用于进行间隔3周的重测信度检验。结果:量表的二阶因子模型拟合良好(GFI=0.91,CFI=0.95,NNFI=0.94,RMSEA=0.07,SRMR=0.06),PMP-B得分与MLQ-C得分呈正相关(r=0.55,P0.01);总问卷的重测信度为0.85,同质性系数为0.81,7个维度的合成信度为0.59～0.81。结论:个人意义清单简版中文修订版在大学生中的效度和信度较好,可以用来测量大学生的生命意义感。     

情绪反应性量表中文版的信效度检验

目的:引进Nock等编制的情绪反应性量表,在中国大学生样本中进行中文版修订和信效度检验。方法:采取整群抽样的方法在764名大学生中进行集体施测,选取行为抑制/激活系统量表、焦虑自评量表、Beck抑郁量表和情绪调节困难量表作为效度指标。结果:(1)量表三因素结构的拟合指数良好,χ~2/df=5.31,RMSEA=0.099,SRMR=0.065,CFI=0.93,NFI=0.92,IFI=0.93;(2)与行为抑制系统、焦虑、抑郁、情绪调节困难的相关系数在0.24~0.56之间(P0.01),与行为激活系统基本不相关。(3)量表总分及其分量表的内部一致性信度为0.70~0.92,重测信度为0.48~0.60。结论:情绪反应性量表中文版具有良好的信效度,可以作为测量个体情绪反应性的工具。     

成人执行功能自评量表在中国青少年中的信、效度检验

目的：检验成人执行功能自评量表在中国青少年群体中的信、效度。方法：采用成人执行功能自评量表、工作记忆操着广度任务和Go/NoGo任务对741名14-18岁的青少年施测,得到有效问卷680份(样本1),实验任务数据306个(样本2)。间隔一个月后对样本中的420名青少年进行重测。结果：验证性因素分析的结果显示,成人执行功能自评量表较好地拟合于二因素模型(工作记忆和抑制能力),χ²/df=2.013,GFI=0.968,CFI=0.956,TLI=0.951,RMSEA=0.039。同时工作记忆分量表和抑制能力分量具有较高的内部一致性信度(0.73-0.80),一个月之后的重测信度为0.77-0.78。此外,该量表与工作记忆操作广度任务各维度得分和Go/NoGo任务各项指标具有显著相关(r=-0.184-0.723, P<0.01)。结论：成人执行功能自评量表中文版具有良好的信效度,适宜在中国青少年群体中使用。     

青少年抑郁情绪、抑郁障碍因果信念和自我污名感对求助意愿的影响

目的:研究青少年抑郁情绪、抑郁障碍因果信念和自我污名感对求助意愿的影响。方法:本研究采用问卷法,对青少年抑郁情绪、抑郁障碍因果信念和自我污名感以及求助意愿进行调查研究。结果:抑郁障碍自我污名感在青少年的抑郁情绪和求助意愿之间存在中介作用(χ~2=2.116,df=2,RMSEA=0.010,SRMR=0.014,TLI=0.998,CFI=0.999),即青少年的抑郁情绪会通过增加自我污名感而降低他们对专业帮助的求助意愿。在抑郁障碍的因果信念中,非生物因素能够与抑郁情绪一起增加青少年的抑郁障碍自我污名感。结论:(1)青少年抑郁情绪越高,自我污名感会越高,求助意愿越低;(2)对抑郁障碍的非生物因果信念会增强抑郁情绪对自我污名感的影响。     

情绪表达冲突问卷中文版在大学生中应用的信度和效度

目的:在我国大学生中对情绪表达冲突问卷(AEQ)进行修订并考察其信度和效度。方法:选取大学生467人(样本1)用于条目分析和探索性因子分析;另外选取大学生377人(样本2),用于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150人施测伯克利情绪表达量表(BEQ)、多伦多述情障碍量表(TAS-20),及情绪表达冲突问卷(AEQ-G28)检验效标效度;两周后,在样本2中随机选取100人进行重测。结果:探索性因子分析得到后悔表达、渴望被理解、情绪迷思、抑制正性情绪表达、抑制负性情绪表达5个因子,共23个项目,累积解释问卷总变异量的54.53%,验证性因子分析表明模型拟合较好(χ~2/df=2.07,CFI=0.92,TLI=0.91,GFI=0.90,RMSEA=0.05)。修订后的情绪表达冲突问卷总分与BEQ和TAS得分均显著相关(r=-0.32、0.40,P0.01),问卷总的Cronbachα系数为0.91,重测信度为0.80,5个因子的内部一致性信度在0.68-0.77之间,重测信度在0.44-0.80之间,组合信度在0.75-0.83之间。结论:修订后的情绪表达冲突问卷中文版具有良好的信度和效度,可以作为测量和评估中国大学生情绪表达冲突的工具。     

家庭教养方式问卷结构效度的验证性因素分析

目的:检验家庭教养方式问卷(FUSQ)在青少年正常样本和临床样本中的结构效度。方法:2826名青少年正常样本与322例临床样本接受FUSQ测试,采用验证性因素分析验证两种三因素模型在不同样本中的结构效度。结果:两种三因素模型的RMSEA、拟合指数和增值指数均达到可以接受的水平,三因素修正模型(χ2/df=1.97-10.87,RMSEA=0.055-0.067,MECVI=0.497-1.531,GFI=0.91-0.96,CFI=0.95-0.97)比三因素相关模型(χ2/df=4.62-29.84,RMSEA=0.098-0.114,MECVI=1.699-2.949,GFI=0.76-0.83,CFI=0.85-0.88)更理想;父亲教养方式与母亲教养方式具有类似的结构效度;正常样本数据拟合度(χ2/df=9.92-29.84,RMSEA=0.056-0.101,MECVI=0.497-1.785,GFI=0.82-0.96,CFI=0.87-0.97)优于临床样本(χ2/df=1.97-5.14,RMSEA=0.055-0.114,MECVI=1.334-2.949,GFI=0.76-0.93,CFI=0.85-0.97)。结论:家庭教养方式问卷符合三因子模型,在正常样本和临床样本均具有较好的结构效度。     

小学生尴尬情绪家长评定问卷的编制

目的:编制小学生尴尬情绪家长评定问卷并检验其信度和效度。方法:在理论检索和开放式问卷调查的基础上构建问卷题目,通过预测修改和筛选题目。对535名小学生正式施测,运用探索性和验证性因素分析确定问卷结构,并对其信效度进行检验。结果:正式问卷共15个项目,包括违背性尴尬和关注性尴尬2个维度,累积解释率为48.81%。问卷及各维度的同质性信度为0.787~0.864,分半信度为0.797~0.884,重测信度为0.742~0.853。验证性因素分析表明问卷结构效度良好(χ2=151.404,χ2/df=1.701,RMR=0.042,SRMR=0.051,GFI=0.912,AGFI=0.881,IFI=0.801,TLI=0.908,CFI=0.922,RMSEA=0.051)。结论:该问卷可以作为研究小学生尴尬情绪的有效工具,为小学生心理健康辅导提供参考。     

低头症量表的中文版修订

目的:修订低头症量表中文版,探讨该量表在中国文化背景下的因素结构,并检验其信效度。方法:在大学生群体中发放问卷1000份,回收有效问卷881份,另用手机成瘾倾向量表、社交网站使用强度量表和中文网络成瘾量表修订版作为效标,4周后随机抽取80名学生进行重测。结果:探索性因素分析得到沟通障碍和手机痴迷2个因子,特征根分别为3.132和1.600,累积方差贡献率为59.146%。验证性因素分析显示数据拟合良好(χ~2/df=2.719,CFI=0.962,TLI=0.944,GFI=0.968,IFI=0.962,NFI=0.941,AGFI=0.940,RMSEA=0.065,SRMR=0.052);总量表及2个分量表内部一致性信度在0.721-0.781之间,重测信度在0.722-0.745之间;总量表及2个分量表得分与手机成瘾倾向量表的相关(r=0.451-0.615,P0.01)、与社交网站使用强度得分的相关(r=0.226-0.372,P0.01)、与中文网络成瘾量表得分的相关(r=0.424-0.565,P0.01)均有统计学意义,表明该量表具有较好的效标关联效度。结论:低头症量表中文版具有良好的信度和效度,可以用于大学生低头症测量。     

心理弹性量表简版在机构养老老年人群体中的适用性

目的:探讨心理弹性量表简版(10-item Connor-Davidson Resilience Scale,CD-RISC-10)对机构养老老年人的适用性。方法:采用自编基本情况表和心理弹性量表简版对29个养老机构养老的300名老年人进行问卷调查,采用SPSS22.0和AMOS21.0进行信度和效度分析。结果:(1)条目分析显示,高分组与低分组CD-RISC-10各条目的得分均差异有统计学意义(t=12.36～16.56,P0.01),条目与总分均正相关(r=0.801～0.876,P0.01);(2)探索性因子分析提取出1个公因子,累积方差解释率为84.39%;验证性因子分析显示单因素模型指数为:χ~2/df=2.015,RMR=0.019,GFI=0.912,CFI=0.981,NFI=0.964,RFI=0.951,IFI=0.981,TLI=0.975,RMSEA=0.085;CD-RISC-10得分与效标工具老年抑郁量表得分呈负相关(r=-0.375,P0.01);(3)CD-RISC-10的Cronbach’sα为0.977,Guttman折半信度为0.960,6个月后的重测信度为0.848。结论:CD-RISC-10应用于机构养老的老年人具有良好的信度和效度,是测量其心理弹性的有效工具。     

军人正性负性情绪在情绪智力与生活满意度间的多重中介效应

目的:检验军人的正性负性情绪在情绪智力与生活满意度之间潜在的多重中介效应。方法:选取某陆军部队男性军人967人(年龄17~34岁),采用Schutte's情绪智力量表(SSEIS)、正性负性情绪量表(PANAS)和生活满意度指数A(LSIA)进行测试,运用结构方程模型和Bootstrap检验分析变量之间的关系。结果:有68.7%的军人对现在的生活比较满意或很满意。多重中介模型分析显示,情绪智力能通过正性情绪和负性情绪的中介作用间接作用于生活满意度(χ2/df=8.88,GFI=0.98,AGFI=0.94,NFI=0.98,IFI=0.98,TLI=0.95,CFI=0.98,RMSEA=0.09);Bootstrap检验结果显示,正性情绪、负性情绪和总的中介效应效果量分别为31.5%、14.8%、46.3%。结论:正性情绪和负性情绪在军人情绪智力和生活满意度间存在并行多重中介效应。     

中文版员工真实性量表的信效度检验

目的:检验员工真实性量表(Individual authenticity measure at work,IAM Work)在中国企业员工中应用的信度和效度。方法:用IAM Work中文版对657名企业员工进行测试,在样本中随机抽取214名员工同时施测IAM Work中文版、Utrecht工作投入量表简版(UWES-9)、建言行为量表和中国企业员工工作幸福感量表,并在两个月后重测。结果:验证性因素分析验证了员工真实性的三因素模型。各拟合指标分别为χ~2/df=2.61,NFI=0.94,CFI=0.96,IFI=0.96,GFI=0.93,AGFI=0.91,RMSEA=0.05。简版量表为χ~2/df=2.99,NFI=0.97,CFI=0.98,IFI=0.98,GFI=0.96,AGFI=0.94,RMSEA=0.06。所有项目的决断值均显著(P0.001),项目与量表总分的相关在0.46~0.77之间。IAM Work中文版量表和真实的生活、自我异化、接受外部影响的Cronbach’sα系数依次为0.92、0.90、0.93、0.91。简版量表的Cronbach’sα系数依次为0.89、0.83、0.92、0.92。IAM Work量表两个月后的重测信度为0.79,简版为0.78。IAM Work中文版总分、简版总分与工作幸福感(r=0.67,0.58,P0.01)、工作投入(r=0.50,0.43,P0.01)与建言行为(r=0.34,0.23,P0.01)呈现显著正相关。结论:IAM Work中文版量表和简版量表具有良好的信效度,适合在中国背景下使用。     

情绪知觉问卷测评中学生的效度和信度

目的:引进情绪知觉问卷(EAQ)并检验其在中学生群体中的效度和信度。方法:选取牙克石市以及哈尔滨市的中学生467人(样本1)用于条目分析、探索性因子分析、效标效度检验及内部一致性检验;另外采用网络调查的方式,收集中学生样本800份(样本2),用于验证性因子分析和重测信度分析,并选取其中100名间隔1周重测。采用情绪智力量表(EIS)和多伦多述情障碍量表(TAS-20)为效标工具。结果:EAQ共24个条目,探索性因子分析得到区分情绪、躯体意识、言语分享、不隐藏情绪、关注他人情绪、分析情绪6个因子,累积解释问卷总变异量的56.34%;验证性因子分析表明6因子模型与数据拟合较好(χ~2/df=1.53,CFI=0.98,TLI=0.97,GFI=0.97,RMSEA=0.03)。EAQ总分与EIS得分正相关(r=0.29),与TAS-20得分负相关(r=-0.19),均P<0.01。总问卷的Cronbach α系数为0.80,6个因子的α系数在0.60～0.72之间;总问卷的重测信度(ICC)为0.73,6个因子的重测信度在0.60～0.73之间。结论:修订后的情绪知觉问卷中文版评估中...