痴呆行为评定量表的临床应用

目的了解痴呆行为评定量表(BRSD)的临床应用情况。方法对老年精神科病房住院的痴呆和非痴呆患者(共51例),同时采用BRSD和老年临床评定量表(SCAG)进行评定,并在1周后重测BRSD。统计分析量表的分半相关,重测信度及与SCAG的平行效度。结果量表Cronbach’s a系数为0．706,两次评定量表总分的相关系数γ为0．986。量表总分与SCAG的相关系数γ为0．787。结论BRSD有较好的信度和效度,有一定的临床应用价值。     

Cohen-Mansfield激越问卷信度和效度

目的：评价Cohen-Mansfield激越问卷(CMAI)的信度和效度。方法：对51例老年精神科病房住院的痴呆和非痴呆患者，先由2名评定员用CMAI同时评定12名患者，再同时评定CMAI和老年临床评定量表(SCAG)，1周后重测CMAI。对两评定员的一致性，量表的分半相关，重测信度及与SCAG的平行效度进行分析。结果：CMAI的Cronbach’s。系数为0．814，两评定员一致性相关系数为0．731。2次评定量表的相关系数为0．977。量表总分与SCAG的相关系数为0．732。结论：CMAI有较好的信度和效度。     

Blessed痴呆量表电话测查痴呆

目的 Blessed痴呆量表(blessed dementia scale,BDS)用于电话测查痴呆,检验其应用的信度和效度。方法 痴呆病人65例,对照组为健康老年志愿者67名。采用22项28分版本BDS,由两名神经科医生独立、盲法检查BDS,面访两周之后再电话访问1次。结果 两次电话访问的重测信度相关系数0.83,不同评定员之间的重测信度相关系数0.81。电话和面访的相关系数0.81。以≥4为界限值,它的敏感性和特异性分别为81.5％和88.1％,准确性能达到最高水平86.4％。BDS总分和临床痴呆评定量表(CDR)总分相关系数较高为0.79。结论 BDS的电话应用有良好的重测信度,电话访问与面访有很好的一致性,可以作为电话筛查痴呆和随访病情变化的工具。     

画钟测验检测认知功能损害

目的　比较画钟测验 (CDT) 4种不同评分方法检测认知功能损害时的信度和效度。方法　认知功能损害组病人 71例 ,对照组为社区健康老人 70名。采用三分制方法、Watson方法、Sunderland方法和CDIS方法 ,由 2名神经科医师独立、盲法检查CDT ,2周后随机抽取 2 0名研究对象由同一名检查者做 2次访问 ,并与简易精神状况检查法 (MMSE)等进行相关性分析。结果　不同评定员之间的重测信度Spearmen相关系数在 0 88～ 0 98之间 ,同一评定员 2次测查的重测信度相关系数在 0 91～ 0 98之间。不同测查方法测查认知功能损害的敏感性、特异性和准确性在 0 80左右 ,而对早期认知功能损害 (MCI)的诊断效度较低 ,敏感性仅为 0 2 0～ 0 60。与MMSE和临床痴呆评定量表 (CDR)的Spearmen相关系数较高 ,分别为 0 85左右和 0 90左右。结论　CDT具有很好的重测信度和诊断效度 ,可用于痴呆的临床和流行病学调查。而对于MCI和正常人群的识别能力有限。     

护士使用简易老年焦虑问卷筛查老年广泛性焦虑障碍的信效度

目的评价护士使用中文版简易老年焦虑问卷（Geriatric Anxiety Inventory—Short Form,GAI--SF）用于筛查老年焦虑时的信度和效度。方法某综合医院门诊就诊的老年人97名为研究对象,由护士进行GAI—SF问卷及汉密尔顿焦虑量表（Hamilton Anxiety Scale,HAMA）评定,并且由两名精神科主治医师根据ICD-10广泛性焦虑障碍诊断标准进行诊断性面谈。计算组内相关系数考察评定者抑制性,计算克朗巴赫-α系数评价问卷内部一致性;计算两次测量得分相关系数考评问卷的重测信度,采用主成分分析方法考评问卷结构效度;通过GAI—SF与HAMA的相关分析来考评问卷的效标效度;以临床标准为参考标准,根据ROC曲线下面积（Area Under Curve,AUC）来判断GAI—SF的区分效度以及划定问卷的划界分。结果（1）信度：GAI—SF问卷总分评定者组内相关系数为0．73,表明评定者一致性较好,总克朗巴赫-α系数为0．87,表明问卷内部一致性好。间隔15d两次测量问卷评分相关系数为0．78,说明问巷具有较好的重测信度。（2）效度：主成分分析结果显示,问卷的每个条目都在主因子上有较高的负荷值（0．501～0．670）,说明问卷结构效度良好;GAI—SF与HAMA之间的相关系数为r=0．60,P〈0．05,说明问卷具有较好的校标效度。以临床评估标准为参考在区分焦虑问题时界值分为≥3时灵敏度为70．4％,特异度为75．0％,AUC为0．73。结论GAI—SF中文译本具有较好的信度和效度,能够区分老年广泛性焦虑问题;可使用该问卷筛查社区老年广泛性焦虑障碍。     

阿尔茨海默病病理行为评分表信度和效度

目的 :评定阿尔茨海默病 (AD)病理行为评分表 (BEHAVE- AD)的信度和效度。　方法 :8名医生对 6例痴呆病人进行联合测定。对 6 3例痴呆病人进行 BEHAVE- AD和简明精神病评定量表 (BPRS)评定 ,48小时后重复 BEHAVE- AD评定。　结果 :同质性信度系数 Cronbach'sα=0 .770 3。联合检测一致性系数 ICC=0 .95 95 ,重测一致性系数 r=0 .96 1,P均 <0 .0 1。与 BPRS评分相比 ,相关系数 r=0 .475 ,P<0 .0 1。根据医生总体评定结果 ,将病人分组 ,各组病人的量表评分有显著差异。　结论 :BEHAVE- AD中译本有较好的信度和效度 ,值得推广应用     

思维、语言和交流评定量表（TLC）的信度和效度研究

目的评价思维、语言和交流评定量表（TLC）中文译本的信度和效度。方法对46例精神障碍住院患者评定,应用Alpha模型和Split-Half模型评定TLC的内在信度,1周或2周后重测评定其外在信度。以临床评定的思维形式障碍和阳性与阴性症状量表（PANSS）评分作为效标评定TLC的效度。结果①内在信度：α信度系数为0.82,折半信度系数为0.90。②外在信度：重测信度系数除了TLC18偏低外,其余各项均大于0.7,TLC总评和总分的重测信度系数分别为0.82和0.96;评分者一致性系数除了TLC18和TLC14偏低外,其余各项均大于0.7,TLC总分的一致性系数高达0.99。③临床评定的思维形式障碍和TLC总评及总分的相关系数分别为0.92和0.75,以TLC总分≥7分为界值,TLC诊断的敏感度和特异度分别为91.9%和88.9%。④TLC总分或总评与PANSS总分、阳性量表分、思维障碍分、认知因子和兴奋因子等均显著相关（P均〈0.01）。结论TLC量表中文译本具有较好的信度和效度。     

自我效能量表的信度及效度研究

目的评价自我效能量表(SES)的信度和效度.方法由专业医生对45例心身科门诊心理咨询者评定SES和症状自评量表(SCL-90),一周后重测SES.对量表的内部一致性、重测信度及平行效度进行分析.结果SES的Cronbach'sα系数为0.7984,重测后各项目的相关系数均在0.672～0.932之间.SES的总分与SCL-90总分间的相关系数为0.454,且半数以上的项目与SCL-90总分呈明显相关.结论SES具有较好的信度和效度.     

Eppendorf精神分裂症量表中文版的信度和效度

目的：研究Eppendorf精神分裂症量表(ESI)中文版的信度和效度。方法：信度评价采用分半信度、内部一致性、重测信度。效度评价采用区分效度、内容效度、平行效度、结构效度。结果：KSI量表和各因子的分半信度为0．8087—0．9738，Cronbach α系数为0．7694—0．9508；1周后重测信度为0．677—0．876。各因子与总分的相关系数在0．815—0．909之间，因子之间的相关小于因子与总分的相关；ESI与阳性症状与阴性症状量表(PANSS)有很好的相关性，因子分析得出4个因子与原作者的因子相关系数在0．747—0．943之间。结论：ESI量表有较好的信度和效度，值得推广和使用。     

人格障碍诊断问卷(SCID-Ⅱ)第2版的信度和效度

目的评价人格障碍诊断问卷SCID-Ⅱ(第2版)中文译本的信度和效度。方法对125 例精神障碍患者及45名正常人进行量表评定,并进行重测和评定者间一致性检验,及与临床诊断一致性检验。结果SCID-Ⅱ(第2版)各分量表内部一致性系数中位数为0．70;重测一致性Kappa值中位数为0．70,评定者间一致性Kappa值中位数为0．86;与临床诊断的一致率达90．7％。结论SCID-Ⅱ (第2版)各分量表内部一致性尚好,重测和评定者间的一致性良好,与临床诊断的一致率较好,可以推广使用,但仍需进一步大样本的研究分析。     

智能筛选测验的信度和效度测试

为了解认知功能筛选测验（ＣＡＳＩ）在我国应用的可行性，选取１７３例老年期痴呆症对该测验作了信度与效度测试。结果显示，该测验在评定员之间的Ｋａｐｐａ一致性为０．８６，信度系数Ｃｒｏｎｂａｃｈα＝０．９０。测验总分与简易智能速检表的相关系数为０．８７，与痴呆简易筛查量表的相关系数为０．８９。因子分析得出特征根大于１的因子有９个，恰与ＣＡＳＩ的分测验数相等，２０个项目分别负荷三方面的智力因素。说明ＣＡＳＩ具有良好的信度与效度，值得在临床及流行病学调查中推广应用。     

病人健康问卷抑郁量表(PHQ-9)在社区老年人群中的应用——信度与效度分析

目的检验病人健康问卷抑郁量表(PHQ-9)在老年人中的信度与效度。方法应用PHQ-9对社区622名老年人进行评定,进行同质性信度研究;1周后对随机抽取的61名老人进行再次评定,进行重测信度研究;从622名老人中抽取195名进行定式精神检查(SCID-Ⅰ)抑郁量表评定,进行PHQ-9的效度研究。结果PHQ-9内部一致性系数(Cronbach′α系数)为0.8325,条目间的相关系数为0.233～0.523,各条目与量表总分的相关系数为0.451-0.693。61名老人重测PHQ-9信度系数0.934,PHQ-9的灵敏度为88%,特异度为99%。结论PHQ-9在我国社区老年人群中也具有良好的信度与效度,并且条目简洁,操作方便,易于掌握和节省时间,值得在临床,尤其是基层社区卫生中心推广使用。     

痴呆患者照料者活动-观察-行为-强度痴呆疼痛量表中文版的修订

目的 修订中文版照料者活动-观察-行为-强度痴呆疼痛量表（MOBID-2）。方法 选取痴呆患者照料者311例对MOBID-2进行修订,测试量表的评估者间一致性信度、重测信度;区分效度、内容效度、校标效度。结果 评估者间一致性信度r值位于0.861～0.944之间,重测信度r值位于0.815～0.937之间;区分效度F值位于4.014～16.573之间,内容效度t值位于23.457～33.384之间,校标效度r值位于0.257～0.310之间。结论 修订后中文版MOBID-2量表信效度良好。     

Conners父母用症状问卷的中国城市常模和信度研究

目的 建立Conners父母用症状问卷（PSQ）的中国城市常模,并对其进行信度检验。方法 在全国14个城市对3576名3～18岁儿童进行Conners父母用症状问卷的评定,对其中40名儿童间隔二周进行重测。结果 PSQ各条目分与量表总评分之间的相关系数在0．333—0．605（P〈0．01）;总问卷Cronbaeh α系数为0．932,Sperman—brown分半相关系数为0．900,间隔二周量表总分的重测相关系数为0．594,除心身问题因子重测稳定性不够外,其余5个因子的重测相关系数在0．332～0．782（P〈0．05）。结论 Conners父母用症状问卷的中国城市常模符合我国国情,具有良好的信度,值得推广和应用。     

汉密顿抑郁量表6项版本(HAMD-6)的信度及效度研究

目的检验汉密顿抑郁量表6项版本(HAMD-6)的信度与效度。方法选用汉密顿抑郁量表6项版本(HAMD-6)与24项版本(HAMD-24)对264例住院及门诊抑郁症患者和32名正常对照进行了评定;并对随机抽取的34例住院患者在第1次评定后3天进行第2次评定;由经培训的2名评定员对其中的10名抑郁症患者同时施行量表评定,进行评分者信度研究;将HAMD-6与另3个版本(17项、21项、24项)进行相关分析,进行效度研究。结果HAMD-6的内部一致性系数Cronbachs的α为0.474,条目间的平均相关系数为0.131,34例患者重测HAMD-6的相关系数为0.951(P<0.01),评定员HAMD-6相关系数为0.989(P<0.01);HAMD-6各条目与总分的相关系数r在0.294~0.645之间(P<0.01);患者组同正常对照组HAMD-6总分经t检验,差异具有显著性(P<0.01);264例抑郁症患者HAMD-6总分与另3个版本总分显著相关,r为0.638~0.683(P<0.01)。结论HAMD-6同广泛使用的其他版本一样具有较高的信度与效度,并由于条目简洁,操作方便,易于掌握和节省时间,值得在临床推广使用。     

中文版剑桥人格解体量表的信度和效度检验

目的 翻译英文版剑桥人格解体量表（CDS）并对中文版CDS进行信、效度检验.方法 对119例健康受试者分别间隔2、3、4周进行CDS测验以计算其重测信度;临床医生按DSM-IV-TR诊断标准对76例门诊患者做出诊断,之后进行CDS测验,计算测验的重测信度、内部一致性、折半信度和效标关联效度、结构效度.结果 中文版CDS重测信度中等（0.651）,内部一致性和分半信度良好（Cronbach＇s α系数为0.938,Guttman折半信度为0.957）,效标关联效度良好（Mann-WhitneyZ值为-6.059,P＜0.001）,项目-总分相关系数从0.321～0.777,均达到显著性,结构效度尚可.结论 中文版CDS具有良好的信、效度,可以很好地评定人格解体症状.     

Conners教师评定量表的中国城市常模和信度研究

目的　建立Conners教师评定量表 (TRS)的中国城市常模 ,并对其进行信度检验。方法　在全国 14个城市对 35 76名儿童年进行Conners教师量表的评定 ,对其中 4 0名儿童间隔二周进行重测。结果　TRS各条目分与量表总评分之间的相关系数在 0 2 6 5～ 0 6 89;总问卷Cronbachα系数为 0 94 1,Spearman brown分半信度为 0 896 ,间隔二周量表总分的重测相关系数为 0 5 4 4 ,4个因子的重测相关系数在 0 391～ 0 6 71(P <0 0 1)。结论　Conners教师评定量表的中国城市常模符合我国国情 ,具有良好的信度 ,值得推广和应用。     

精神障碍者知情同意能力评估问卷的编制

目的初步编制半定式知情同意能力评估问卷,并检验其信度和效度。方法由专业医生对148例年龄18岁以上的患者评定半定式知情同意能力评估问卷(SSICA)、知情同意能力定式检查与等级评定表(SICIATRI)、自知力与治疗态度问卷(ITAQ),一周后重测SSICA、SICIATRI,对SSICA进行信度、效度分析。结果SSICA重测信度为0．997,组内相关系数ICC=0．988,各条目与剩余总分的相关系数为0．568—0．885,分半信度为0．962,Cronbaeh系数为0．975。SSICA与ITAQ、SICIATRI相关系数为0．947、0．899。结论半定式知情同意能力评估问卷有较好的信度和效度,临床应用具有可行性。     

分离体验量表中文版信度和效度的初步研究

目的:探讨对住院精神障碍患者分离体验量表第二版(DES-II)中文版评定的信度和效度。方法:404例住院精神障碍患者进行分离体验量表的评定。6周后在初筛病例中随机抽取样本数20%进行量表重测。将DES-II量表初筛评定结果按得分高低随机排序并分组抽样:0～10分第一组抽取样本数的10%;10～20分第二组抽取30%;20～40分第三组抽取50%;40分以上第四组抽取100%。抽取99例样本进行DDIS量表评定,其中完成量表并符合分析要求量表80例,验证DES-II中文版和DDIS分量表的相关效度。结果:DES量表各项目与总分间的相关系数在0.566～0.728之间;DES-II中文版评定量表的Cronbach’s的α系数为0.957;量表奇偶分半系数分别是0.843、0.883。6周后重测量表相关系数为0.617;DES得分分组的一致性Kappa值为0.549。DES量表因子分析结果表明,量表为单一因子的一维量表。对DDIS量表除外躯体性主诉和物质滥用之外所有的13个分量表和DES量表进行关联效度分析,DDIS分量表和DES得分相关系数在0.306～0.720之间,DDIS分量表得分相加的和DES因子分的相关系数为0.994。结论:分离体验量表DES-II中文版信度和效度较好,DES和DDIS各分量表的相关性较高。DES量表可以作为临床筛查的有效工具,具有临床和科研应用价值。     

认知功能电话问卷修订版在认知功能损害早期测查中的应用

目的　检测认知功能电话问卷修订版 (TICS m)在认知功能损害早期测查时的信度和效度。方法　认知功能损害组患者 64例,对照组为社区健康老人 52名。由 2名神经科医师独立、盲法检查TICS m。做操作者工作特征(ROC)曲线,计算诊断效度。结果　TICS m各部分面访与电话访问的Pearson相关系数在 0 79~0 96之间,重测信度Pearson相关系数在 0 89 ~0 98之间。TICS m诊断痴呆( <28分)和轻度认知功能损害( <33分)的敏感性分别为 99%和 89%,特异性为 90%和92%,优于细微精神状态检查(MMSE)。TICS m总分和记忆力部分的敏感性较高。结论　TICS m具有很好的信度和效度,可用于认知功能损害早期的临床和流行病学筛查。TICS m对早期认知功能损害的诊断效度优于MMSE。