青年外表焦虑量表的效度和信度

目的:对本课题组编制的测评青年群体的外表焦虑量表(YAAS)进行效度和信度检验。方法:选取38名青年进行半结构化访谈，通过焦点小组讨论编制初始量表；选取403名青年，对初始量表进行条目分析和探索性因子分析；选取434名青年进行验证性因子分析及效标效度和内部一致性信度检验，使用高校女生负面身体自我问卷(FUSNPSS)、状态焦虑量表(SAI)为效标工具；选取96名青年进行间隔2周的重测。结果:YAAS共25个条目，包含容貌焦虑、身材焦虑、皮肤焦虑和行为投入4个因子，因子负荷为0.45～0.76,可解释总变异的61.94%。4因子结构的拟合程度良好(χ²/df=2.07,CFI=0.91,TLI=0.90,RMSEA=0.08);YAAS总分及4个因子得分与效标问卷得分均呈正相关(ICC=0.36～0.74,均P<0.01)。YAAS总分与4个因子的Cronbach α系数分别为0.96、0.87、0.94、0.91、0.81,重测信度(ICC)分别为0.88、0.85、0.87、0.81、0.84。结论:青年外表焦虑量表的效度和信度指标均达到心理测量学要求。     

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。     

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。     

男同性恋身份认同量表的编制

目的:编制男同性恋身份认同量表(GIS),从社会关系视角测评我国男同性恋者的身份接纳状况，并检验其效度和信度。方法:基于文献回顾、深入访谈和两轮专家咨询，编制初始量表，在289名男同性恋者中初测，进行条目分析和探索性因子分析；另外选取300名男同性恋者，进行验证性因子分析及效标关联效度、内部一致性信度检验，选取其中40名间隔2周重测。采用内化恐同量表(IHS)、个体融入群体量表(ICS)为效标工具。结果:GIS共23个条目，包括自我接纳、同性情感关系认同、获得父母接纳、同性恋群体归属和获得异性恋群体接纳5个因子，累计贡献率为63.82%;验证性因子分析结果显示模型拟合满足要求(χ²/df=2.51,CFI=0.92,TLI=0.90,RMSEA=0.07,SRMR=0.06);GIS总分与IHS得分呈负相关(r=-0.46,P<0.001),与ICS得分呈正相关(r=0.47,P<0.001)。总量表的Cronbach α系数为0.92,5个因子的Cronbach α系数在0.72～0.88之间；总量表的重测信度为0.71,5个因子的重测信度(ICC)...     

中国海员职业应激源量表的初步编制

目的:编制适用于中国海员这一特殊职业群体的应激源量表,并检验其信效度。方法:在文献分析、开放式问卷调查、访谈和专家讨论的基础上形成初始条目,选取531名海员进行初测并形成正式量表;另选取422名海员进行正式施测,对正式量表进行验证性因子分析及信度检验;选取48名海员进行重测;以症状自评量表(SCL-90)为工具完成效标效度检验。结果:量表包含职业环境、健康、人际关系、社会环境、婚恋和职业发展6个因子52个条目,可解释总变异的62.0%。验证性因子分析表明模型拟合良好(χ~2/df=2.28,CFI=0.94,IFI=0.93,NFI=0.91,TLI=0.92,RMSEA=0.06)。总量表及各因子和SCL-90得分均呈正相关(r=0.37~0.67,均P0.01);量表的Cronbachα系数为0.82~0.97,分半信度为0.73~0.91,重测信度为0.82~0.91。结论:初步完成了中国海员职业应激源评估的维度构建与量表编制工作,且量表具有较好的信效度。     

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。     

大学生活力量表的编制

目的:编制大学生活力量表(VSUS)并检验其效度和信度。方法:在活力的自由语词联想、大学生活力观调查等定性分析的基础上,构建大学生活力的理论结构并编制VSUS初稿;对634名大学生初测,经条目分析和探索性因子分析形成量表二稿;对1503名大学生正式施测,进行验证性因子分析及量表的内部一致性信度检验,并选取其中100人进行2周后的重测;使用主观活力量表(SVS)进行校标效度检验。结果:量表共39个条目,分为7个因子,可解释的总变异为69.71%;验证性因子分析显示各因子模型拟合良好(CMIN/DF=4.29,CFI=0.96, GFI=0.91,AGFI=0.89,PGFI=0.74,NFI=0.94,IFI=0.96,TLI=0.95,RMSEA=0.05);量表总分及7个因子得分均与SVS总分正相关(ICC=0.41～0.71)。量表总分及7个因子得分的内部一致性信度为0.87～0.97,重测信度(ICC)为0.44～0.65。结论:大学生活力量表是测量大学生活力水平的有效工具。     

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。     

高敏感儿童量表21条目版测评中学生的效度和信度

目的:引进高敏感儿童量表21条目版(HSC-21)并检验其效度和信度。方法:选取中学生1 150人，检验HSC-21的结构效度、效标效度及内部一致性信度，使用中国大五人格问卷(CBF-PI)神经质、开放性、外向性分量表以及行为抑制-激活系统量表(BIS/BAS)的BIS分量表为效标工具。2周后选取其中初中生100人完成重测。结果:验证性因子分析显示HSC-21为三因子双因子模型(χ²/df=2.90,CFI=0.93,TLI=0.91,RMSEA=0.04);HSC-21总分及低感觉阈值得分与CBF-PI神经质、开放性得分及BIS得分均呈正相关(r=0.38、0.15、0.40,均P<0.01)。总量表的Cronbach α系数为0.81,易刺激性、低感觉阈值、审美敏感性3个因子的Cronbach α系数为0.70、0.69、0.77;总量表的重测信度(ICC)为0.70,3个因子的ICC为0.68、0.72、0.66。结论:高敏感儿童量表21条目版(HSC-21)测评中学生群体显示出良好的效度和信度，可以作为环境敏感性水平的测量工具。     

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。     

自我损耗源量表的编制及测评研究生样本的信效度

目的:编制自我损耗源量表(EDS-S)并检验其效度和信度。方法:结合文献分析与208名研究生的开放式问卷调查,构建了EDS-S的理论维度,并在此基础上编制初始问卷。选取北京市某高校801名研究生,随机分为两部分,一部分(n=400)用于条目分析与探索性因子分析,另一部分(n=401)用于验证性因子分析与内部一致性检验;以自我调节疲劳量表(SRF-S)为效标检验效标效度;2周后随机选取其中406名被试进行重测以检验重测信度。结果:量表包含48个条目,分为想法抑制、冲动控制、情绪控制、高难度任务、强制性任务、决策、社交困扰、自我呈现、拖延、未完成目标、习惯改变等11个因子,共解释68.45%的方差变异;验证性因子分析结果表明模型拟合良好(χ2=2517.39,df=1072,χ2/df=2.35,RM SEA=0.05,NFI=0.97,NNFI=0.98,CFI=0.98,IFI=0.98,GFI=0.83,SRM R=0.05);量表总分及各因子得分均与SRF-S得分呈正相关(r=0.15~0.48,均P0.001)。总量表的Cronbachα系数为0.94,各因子的Cronbachα系数在0.65~0.91之间;总量表的重测信度为0.66,各因子的重测信度为0.41~0.66。结论:本研究编制的自我损耗源量表符合心理测量学要求,可用于我国研究生群体自我损耗源的评估。     

大学生手机过当依赖量表的编制与信效度检验

目的:编制用于测量识别非手机成瘾的大学生手机过当依赖量表(MEDS-C),并进行信效度检验。方法:通过综述法与访谈法编制包含30个项目的初步量表,对682名大学生进行施测。经项目分析、探索性因子分析(n=338)与验证性因子分析(n=310)进行结构效度测量,另抽取34名大学生进行间隔时长为2周的前后重测以获得重测信度。结果:通过因子分析获得4因子结构和3因子结构量表,经比较,3因子结构量表与预设结构相符且各项指标拟合度更优。3因子EDMS-C包含突显行为、低效性和安抚性3个维度共9个项目,各因子负荷在0.56~0.83,方差累计解释率为56.48%。量表结构效度良好(χ~2=49.86,df=24,χ~2/df=2.01,RMR=0.05,GFI=0.97,AGFI=0.94,CFI=0.96,RMSEA=0.06);效标效度为0.79;量表内部一致信度不低于其Cronbachα系数0.78,3个因子的系数在0.58~0.77之间;量表总重测信度为0.81,3个因子的重测信度在0.56~0.68之间。结论:本研究编制的大学生手机过当依赖量表具有较好的信效度,可用于筛别大学生中对手机过当依赖的非成瘾者。     

残疾人公众污名量表的编制

目的:编制适用于评估我国居民对残疾人的公众污名量表(PSDS),并检验其效度和信度。方法:通过开放式访谈、文献分析、专家评议,编制初始问卷;选取我国东部、中部、西部和东北地区的457人进行问卷调查,进行条目分析和探索性因子分析;另外选取366人进行验证性因子分析及聚合效度、区别效度、分半信度、内部一致性信度检验,以世界卫生组织残疾态度量表(WHO-DAS)作为效标工具,进行效标效度检验。结果:PSDS包括25个条目,分为行为偏差、社会拒绝和人际疏远3个因子,累计解释总方差的69.35%;三因子结构模型拟合良好(χ²/df=2.79,CFI=0.94,TLI=0.93,IFI=0.94,TLI=0.93,SRMR=0.05,RMSEA=0.07);PSDS总分及各因子得分与WHO-DAS总分均呈负相关(ICC=-0.42～-0.70,均P<0.01);量表的聚合效度和区别效度良好。总量表及各因子的Cronbach α系数在0.86～0.97间,分半信度在0.85～0.97间。结论:本研究编制的残疾人公众污名量表具有较好的效度和信度,可以作为评估我国居民残疾污名...     

积极心理健康量表中文版测评城市成年人的效度和信度

目的:在城市成年人中检验积极心理健康量表(PMHS)中文版(PMHS-C)的效度和信度。方法:在河南省部分城市选取成年人386名，进行探索性因子分析；选取成年人860名，进行验证性因子分析及效标效度和内部一致性信度检验；选取73名成年人进行间隔2周的重测。使用一般健康问卷(GHQ-12)、流调中心抑郁量表(CES-D)简版、广泛性焦虑量表(GAD-7)、心理弹性量表简易版(CD-RISC)作为效标工具。结果:PMHS-C的各条目具有良好的区分度，各条目得分和总分的相关(r)均>0.70(均P<0.01);探索性因子分析显示量表为单因子结构，解释方差为72.98%;验证性因子分析显示模型拟合指标良好(χ²/df=5.26,CFI=0.99,TLI=0.98,RMSEA=0.07);PMHS-C得分与GHQ-12、CES-D、GAD-7得分负相关(r=-0.69、-0.63、-0.52),与CD-RISC得分正相关(r=0.55),均P<0.01。量表的Cronbach α系数为0.95,重测信度(ICC)为0.69。结论:积极心理健康量表中文版测评...     

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...     

平衡时间观量表中文版测评高校学生的效度和信度

目的:检验平衡时间观量表(BTPS)中文版在高校学生群体中的效度和信度。方法：在样本1(n=500)中应用中文版BTPS施测,进行条目分析和探索性因子分析;在样本2(n=722)中以津巴多时间观量表(ZTPI)、学习投入量表(UWE-S)、幸福感指数量表(IWB)为效标工具检验其效标效度,并进行验证性因子分析;选取样本3(n=102)进行间隔3周的重测。结果:BTPS中文版共27条目,包含过去、未来2个维度。两因子模型拟合良好(χ²/df=3.10,CFI=0.92,TLI=0.91,SRMR=0.05,RMSEA=0.05);效标检验显示,BTPS得分与ZTPI、UWE-S、IWB得分均正相关(ICC=0.59、0.70、0.68、0.51,均P<0.001)。总量表及过去、未来维度的Cronbach α系数分别为0.95、0.92、0.93;总量表及2个维度的重测信度(ICC)分别为0.85、0.80、0.84。结论:平衡时间观量表中文版测量高校学生时间观的效度和信度良好。     

文化适应评估问卷中文版测评迁移人员的效度和信度

目的:考察文化适应评估问卷(ASQ)在迁移人员中的效度和信度。方法:选取居住在广州的迁移人员805人(样本1)、居住在深圳的迁移人员203人(样本2)和居住在上海的迁移人员214人(样本3),合并样本1和样本3进行条目分析和探索性因子分析，样本2进行验证性因子分析和效标效度检验，样本3进行内部一致性信度检验，从样本3中选取103名迁移人员间隔5个月进行重测。以主观幸福感量表(SWBS)、抑郁焦虑压力量表(DASS)、孤独量表(LS)为效标工具。结果:探索性因子分析抽取9个公因子，共114个条目，累计方差解释率60.86%,条目负荷在0.40～0.76之间；验证性因子分析结果显示结构拟合良好(χ²/df=2.32,GFI=0.91,CFI=0.90,SRMR=0.06,TLI=0.92,RMSEA=0.05);ASQ生活焦虑、思乡、幸福因子得分均与SWBS、DASS得分呈正相关(ICC=0.20～0.53,均P<0.01),与LS得分的相关均无统计学意义(均P>0.05)。ASQ 9个因子的Cronbach α系数为0.80～0.94,重测信度(ICC)...     

职场自我调节学习量表的中文版修订

目的:检验自我调节学习量表(SRLS)在我国企业员工群体中的效度和信度。方法:在纺织行业生产企业进行取样,选取1040名员工进行条目分析、探索性因子分析、验证性因子分析、效标效度、聚合效度、区分效度和信度检验。结果:经探索性因子分析,自我调节学习3维度模型(预先思考、表现、反思)得到验证,3维度累计方差贡献率分别为74.19%、74.43%、81.44%。预先思考维度得到目标设定、自我效能、任务兴趣/价值、战略规划4因子;表现维度得到精化策略、任务策略和批判性思维3因子;反思维度得到自我评估、自我满足/影响2因子。验证性因子分析结果支持3维度模型(χ²/df=2.21～2.92,GFI=0.95～0.98,NFI=0.96～0.99,IFI=0.98～0.99,TLI=0.97～0.98,CFI=0.98～0.99,RMSEA=0.058～0.073);总量表及3维度的内部一致性信度在0.81～0.90之间,重测信度在0.83～0.92之间。结论:自我调节学习量表(SRLS)经修订为职场自我调节学习量表(WSRLS),具有良好的效度和信度。     

困顿感量表中文版测评医学生的效度和信度

目的:引进困顿感量表(ES),评价其在医学生群体中的信效度。方法:选取某医学院校学生1768名,将其随机分半,一半(n=855)进行探索性因子分析,另一半(n=913)进行验证性因子分析;采用病人健康问卷9条目(PHQ-9)检验效标效度。间隔1个月后,在总样本中选取53名学生进行重测。结果:探索性因子分析显示量表共16个条目,包含1个公因子,累计方差解释率64.66%,各条目的因子负荷值在0.23～0.77之间;验证性因子分析表明两因子模型拟合情况略优于一因子模型(χ~2/df=7.00,RMSEA=0.08,GFI=0.91,CFI=0.95),各因子负荷在0.48～0.89之间。ES得分与PHQ-9得分呈正相关(ICC=0.44)。总量表的Cronbach α系数为0.96,2个维度的α系数分别为0.94和0.93;总量表的重测信度为0.83,2个维度的重测信度为0.80、0.83。结论:困顿感量表中文版在医学生群体有良好的信效度,可以用于评估该群体的困顿感。     

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。