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。     

对儿童虐待的认知量表在大学生群体的修订

目的:在大学生群体中修订对儿童虐待的认知量表(PCMS),并检验其效度和信度,为测量大学生对儿童虐待的认知提供一个有效的工具。方法:选取555名大学生,将其平均分为两部分,一部分(n=277)用于条目分析与探索性因素分析,另一部分(n=278)用于验证性因素分析与内部一致性检验;以儿童期虐待问卷(CTQ-SF)为效标检验效标效度;2周后随机选取其中57名被试进行重测以检验重测信度。结果:探索性因素分析后剩余28个条目,分为心理虐待、躯体虐待、童工、忽视及性虐待5个维度,验证性因素分析显示问卷结构拟合良好(χ~2/df=1.63,CFI=0.912,TLI=0.901,RMSEA=0.048,SRMR=0.059)。CTQ-SF的心理虐待、躯体虐待和忽视3个维度得分分别与PCMS的心理虐待、躯体虐待和忽视3个维度得分呈负相关(r=0.12~0.15,均P0.05)。总量表的内部一致性Cronbachα系数为0.92,5个维度的α系数为0.55~0.84;总量表的重测信度为0.84,5个维度的重测信度为0.76~0.91。结论:修订的对儿童虐待的认知中文版在大学生群体中具有良好的效度和信度,可作为测量儿童虐待认知的工具。     

儿童拒绝敏感性问卷在中国小学生中的初步应用

目的:对儿童拒绝敏感性问卷进行初步信效度检验,考察该问卷在中国小学生群体中的适用性。方法:选取上海市652名3~6年级小学儿童,通过项目分析、验证性因素分析等方法检验该量表的项目鉴别力、结构效度、效标效度、内部一致性信度和重测信度。结果:(1)儿童拒绝敏感性问卷的各项目鉴别力较好;(2)儿童拒绝敏感性问卷的结构效度较好,符合理论建构的三因素结构;(3)儿童拒绝敏感性问卷的各维度与自我报告的社交焦虑感、社交自我知觉、负性情感、同伴评价的同伴欺负及教师评价的整体困难显著相关,效标效度良好;(4)儿童拒绝敏感性问卷各维度的内部一致性系数在0.74~0.85之间;(5)儿童拒绝敏感性问卷具有良好的重测信度,各维度两次测量得分之间的相关在0.46~0.51之间。结论:儿童拒绝敏感性问卷在中国文化背景下具有良好的信度和效度。     

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...     

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。     

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。     

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。     

关系中的欣赏问卷的中文版修订

目的:修订关系中的欣赏问卷(Appreciation in Relationship Scale, AIR),检验其在中国亲密关系群体中的信度和效度。方法:采用方便取样的方法,对470名处于亲密关系中的个体进行初测,随后进行项目分析和验证性因素分析(CFA),检验AIR的问卷结构并据此进行修订;对71人进行间隔一周的初测与再测,以检验重测信度;以亲密关系体验量表、亲密关系质量量表为效标,进行效标关联效度的检验。结果:修订后的AIR中文版保留了原问卷的欣赏伴侣和被伴侣欣赏的二因素结构,共13个条目,其中欣赏伴侣分量表7个条目,被伴侣欣赏分量表6个条目。CFA结果支持AIR的一阶二因素模型:χ~2=268.27,df=62,χ~2/df=4.33,RMSEA=0.08,CFI=0.93,TLI=0.91,SRMR=0.05。欣赏伴侣分量表内部一致性系数为0.82,重测信度为0.82;被伴侣欣赏分量表内部一致性系数为0.83,重测信度为0.84。欣赏伴侣、被伴侣欣赏两个分量表得分均与依恋回避负相关,与依恋焦虑负相关,与关系质量正相关。人口学变量差异检验显示,男性在欣赏伴侣和被伴侣欣赏两个分量表上的得分均显著高于女性,处于情侣关系的被试在两个分量表上的得分显著高于夫妻。结论:修订后的AIR中文版具有较好的信度和效度,是测量中国群体在亲密关系中的欣赏的有效工具。     

13条目自恋人格量表中文版的信度效度研究

目的:以大学生为被试,在该群体中施测13条目自恋人格量表,探讨该量表在中国文化背景下的因素结构,并检验其信度效度。方法:对大学生发放问卷900份,回收有效问卷795份,以自尊量表、攻击量表和"大五"人格量表为效标,间隔3周后,随机选取100名大学生进行重测。结果:探索性因素分析结果表明,应提取3个维度,累计方差解释率为59.827%;验证性因素分析表明量表结构效度良好(χ~2/df=2.004,CFI=0.956,TLI=0.918,RMSEA=0.069,SRMR=0.034);总量表及领导/权威、夸大的自我表现欲和特权感/占有欲维度内部一致性信度为0.856、0.691、0.750、0.872;重测信度分别为0.863、0.833、0.825、0.844,效标关联效度也都达到显著水平。结论:13条目自恋人格量表具有良好的信度效度,可以对外显自恋及领导/权威、夸大的自我表现欲以及特权感/占有欲维度进行有效测量。     

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。     

15项社交抑制问卷的中文修订及应用

目的：修订15项社交抑制问卷（the 15-item Social Inhibition Questionnaire, SIQ15）,并考察中国大学生的社交抑制现状。方法：采用方便取样法调查747名大学生,检验SIQ15的问卷结构,并以人际关系综合诊断量表的交谈困扰分维度、宾州忧虑问卷（PSWQ）及DSM-5人格量表简版（PID-5-BF）的解离特性分维度作为效标进行效度检验,4周后对60名被试进行重测。结果：修订后的SIQ15保留了原问卷的行为抑制、人际敏感、社交退缩的三因素结构,共15条目,每维度5条目。CFA结果支持二阶三因素模型：χ2=344.632,df=87,χ2/df=3.961,RMSEA=0.063,CFI=0.958,TLI=0.950,IFI=0.958。SIQ15总分及分维度内部一致性信度为0.84～0.94,重测信度为0.76～0.81。SIQ15总分及分维度得分与各效标量表得分均呈正相关。基于人口学变量的方差分析显示,女生、农村大学生和单身大学生SIQ15总分分别显著高于男生、城镇大学生和恋爱大学生,高年级大学生社交退缩得分显著高于低年级大学生。结论：修订后...     

认知融合问卷中文版的信效度分析

目的:分析认知融合问卷(CFQ)中文版在一般人群中施测的信效度,为研究认知融合提供可靠有效的测量工具。方法:将CFQ译为中文版,包含13个条目。选取两个样本共1022位受试进行施测,样本1(n1=789)用于条目-总分相关系数分析和探索性因素分析,样本2(n2=233)用于验证性因素分析、效标效度和信度检验。用自评抑郁量表(SDS)、自评焦虑量表(SAS)来检验效标效度。间隔2周后,从样本2中随机选取82人进行重测。结果:条目-总分相关系数显示认知解离分问卷(CFQ-D)的4条目均<0.3,予以删除,仅保留认知融合分问卷(CFQ-F)的9条目。修订后探索性因素分析提取出1个因子,方差解释率为60.3%。验证性因素分析显示单因素模型拟合良好(χ2/df=2.01,NFI=0.97,IFI=0.99,CFI=0.99,RM SEA=0.06)。效标效度检验显示,CFQ-F与SDS和SAS得分均呈正相关(r=0.50、0.55,均P<0.01)。CFQ-F内部一致性系数为0.92,重测信度0.67。结论:认知融合问卷(CFQ)应只保留认知融合分问卷(CFQ-F)。CFQ-F中文版具有较好的信效度,可在我国用于认知融合相关研究。     

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。     

职场冷漠问卷初步编制及信效度检验

目的:编制适合我国企业背景下的职场冷漠问卷(WIQ),为研究职场冷漠提供测量工具。方法:对职场员工访谈,编制条目,形成问卷第一版。选取254名预测样本进行条目分析和探索性因素分析,选取252名正式施测样本进行验证性因素分析、效标关联效度检验和内部一致性信度检验;从正式施测样本中随机选取52名员工间隔4周后重测。以职业倦怠量表(MBI-GS)的情绪耗竭分量表、信任关系量表(TRS)、简洁版工作投入量表(UWES)为效标工具。结果:问卷包括职场支持、职场认同、职场关注3个因子,可解释总方差的59.64%;3个因子与构想模型拟合程度较好(χ~2=431.76,df=224,χ~2/df=1.93,CFI=0.95,NFI=0.91,TLI=0.95,RMSEA=0.06);WIQ总分与情绪耗竭分量表得分呈正相关(r=0.43,P0.001),与TRS和UWES得分呈负相关(r=-0.55、-0.45,均P0.001)。总问卷的Cronbach α系数是0.97,3个因子的α系数在0.86～0.95之间;总问卷的重测信度为0.79,3个因子的相关系数在0.66～0.79之间。结论:本研究编制的职场冷漠问卷具有良好的效度和信度,可作为职场冷漠的测量工具。     

认知灵活性问卷中文版测评大学生样本的效度和信度

目的:分析认知灵活性问卷(CFI)中文版在大学生样本中的效度和信度。方法:选取广东、江西、湖北、浙江四省及北京市的大学生745人完成CFI中文版,并以认知灵活性量表(CFS)、流调中心抑郁量表(CES-D)及简易应对方式问卷(SCSQ)为效标。对数据进行条目分析、验证性因子分析、效标关联效度分析和内部一致性信度及合成信度检验;3周后随机选取其中99名被试进行重测。结果:条目分析显示CFI中文版的20个条目具有良好的区分度;验证性因子分析表明,修订后的问卷结构与原版问卷一致,两因子模型拟合良好(χ~2/df=3.52,CFI=0.90,NNFI=0.89,SRMR=0.06,RMSEA=0.06);CFI得分与CES-D的抑郁情绪、躯体症状与活动迟滞、人际问题得分及SCSQ的消极应对得分呈负相关(r=-0.36、-0.33、-0.34、-0.26,均P0.001),与CFS得分及CES-D的积极情绪、SCSQ的积极应对得分呈正相关(r=0.72、0.44、0.48,均P0.001);总问卷及可选择性、可控性两个维度的Cronbachα系数与合成信度均在0.80以上,重测信度均在0.65以上。结论:认知灵活性问卷(CFI)中文版在大学生样本中具有良好的测量学性质,可以用于评估大学生的认知灵活性。     

人际需求问卷中文版测评大学生样本的效度与信度

目的:在中国大学生群体中引入人际需求问卷(Interpersonal Needs Questionnaire,INQ),并检验其信效度。方法:通过4次抽样,共计调查1268名有效被试。其中,另抽取120人完成INQ中文版与UCLA孤独量表(UCLA-LS)、二维自尊量表(SLCR)、中文人生意义问卷(C-MLQ)、归属感问卷(SBQ)、Beck自杀意念量表(BSI)来考核效标关联效度。67人在2周后进行了重测,检验其重测信度。结果:INQ中文版分为归属受挫和自我累赘感知两个维度,共15个条目。总问卷和分问卷的α系数在0.71~0.87之间;间隔2周后的重测信度在0.72~0.81之间;模型拟合度较好:RMSEA=0.074,CFI=0.917,TLI=0.891,χ2/df=2.984,SRMR=0.086;INQ具有良好的效标关联效度。结论:人际需求问卷中文版具有较好的信效度,可用于评估个体的人际需求状况及预测个体风险行为。     

共同冗思问卷在中学生中应用的效度和信度

目的:在中学生群体中引入共同冗思问卷,探讨该问卷在中国文化背景下的因素结构,并检验其效度和信度。方法:选取哈尔滨中学生644名(样本1)用于条目分析和探索性因素分析,另选取中学生300名(样本2),用于验证性因素分析、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260人施测流调中心抑郁量表(CES-D)、强迫冥想和反思分量表、亲密袒露与交流分量表、状态焦虑量表(S-AI)检验效标效度。间隔5周后,在样本2中随机选取100人进行重测。结果:探索性因素分析得到理解性、相互鼓励谈论、关注消极感受三个因子,累积解释问卷总变异量的53.75%。验证性因素分析显示因素模型拟合良好(χ~2/df=1.975,CFI=0.901,TLI=0.890,IFI=0.902,RMSEA=0.064,RMR=0.056)。效标效度检验显示,修订后的中文版CRQ与抑郁、强迫冥想、反思、亲密袒露与交流得分均呈显著正相关(r=0.18,0.18,0.17,0.25,均P0.01)。问卷总的内部一致性系数为0.93,重测信度为0.78,三个因子的内部一致性系数和组合信度分别为0.91,0.85,0.73和0.91,0.85,0.73。结论:修订后的共同冗思问卷中文版在中学生样本中具有良好的信效度,可以作为测量和评估中国中学生与同性朋友共同冗思的工具。     

合成毒品成瘾者多维度健康量表的编制

目的:编制适用于合成毒品成瘾者的多维度健康量表(MSDAS),并检验其效度和信度。方法:以戒毒人员为样本，吸食合成毒品56人进行半结构访谈，结合文献分析和专家会谈编制初始量表；测评520人进行初始量表条目分析和探索性因子分析，测评3517人进行验证性因子分析及效标效度、内部一致性信度检验，随机选取其中227人间隔4周进行重测。使用症状自评量表(SCL-90)、吸毒人员生活质量量表(QOL-DA)和强迫性吸毒量表(OCDUS)为效标工具。结果:MSDAS共121个条目，包含生理、心理，成瘾和社会4维度(共13个因子),各维度的因子模型拟合良好(χ²=1348.09,df=570,RMSEA=0.08,SRMR=0.05,GFI=0.97,CFI=0.96,TLI=0.95);效标效度显示，MSDAS各因子得分与SCL-90、QOL-DA和OCDUS得分均呈正相关(ICC=0.48～0.86,均P<0.05)。13个因子和4个维度的Cronbach α系数为0.71～0.96,重测信度为0.65～0.93。结论:本研究编制的合成毒品成瘾者多维度健康量表具有良好的...     

食物渴求特质问卷在中国女大学生中的信效度

目的:检验食物渴求特质问卷在中国女大学生样本中的信度和效度。方法:以北京两所高校447名女大学生为施测对象,以中文版食物渴求特质问卷(FCQ-T)为工具,通过探索性因素分析和验证性因素分析考察问卷的结构效度。四个月后对其中61人重测。以荷兰进食行为问卷(DEBQ)、进食障碍问卷贪食分量表(EDI-bulimia)和节食成功感知量表(PSRS)为工具考察问卷的效标效度。结果:修订后的FCQ-T有6因子,31个条目。各因子之间呈中等相关(0.40~0.74),各因子与总分之间呈高相关(0.70~0.86)。验证性因素分析显示问卷结构拟合度良好(χ2/df=2.835,RMSEA=0.086,NFI=0.93,GFI=0.76)。中文版FCQ-T问卷具有较好的效标效度,其总分与贪食和问题进食行为总分呈正相关(r=0.65、0.70,P0.001),与节食成功感知负相关(r=-0.19,P0.001)。C-FCQ-T全量表内在一致性系为0.96,各因子内在一致性也较好(α=0.78~0.92)。除生理因素因子的重测信度较低外(r=0.40),其余因子及总分重测信度较好(r=0.63~0.83,P0.001)。结论:修订后的中文版FCQ-T具有良好的信度和效度,可以在中国女大学生样本中使用。     

能力权变自尊量表和关系权变自尊量表测评大学生人群的效度和信度

目的:在大学生群体中修订能力权变自尊量表(CBSES)和关系权变自尊量表(RBSES),并检验其信度和效度。方法:在哈尔滨、沈阳、湘潭选取4所高校的大学生共420人(样本1),数据用于条目分析和探索性因子分析;另外选取大学生335人(样本2),数据用于验证性因子分析及内部一致性信度检验;选取哈尔滨某高校的大学生95人(样本3),施测自尊量表(SES)及多维完美主义问卷(MPS)中的完美主义适应性分量表及完美主义高标准分量表中自我完美主义、社会完美主义维度检验CBSES的建构效度,施测SES和抑郁体验问卷(DEQ)的依赖分量表(DEQ-A)检验RBSES的建构效度;1个月后,在样本3中随机选取51人进行重测。结果:探索性因子分析后,CBSES共12个条目,分为权变于结果、自我批评、权变于能力3个维度;RBSES删除了1个条目,剩余13个条目,分为权变于爱、顺从、害怕被拒绝3个维度。验证性因子分析显示CBSES(χ~2/df=2.27,CFI=0.93,TLI=0.91,RM SEA=0.06,SRM R=0.05)和RBSES(χ~2/df=2.92,CFI=0.91,TLI=0.89,RM SEA=0.08,SRM R=0.06)的模型拟合较好。2个量表总分均与SES得分均呈负相关(r=-0.43、-0.26,均P0.05),而与其他建构效度检验工具得分呈正相关(r=0.34~0.61,均P0.01)。CBSES总量表及3个维度的Cronbachα系数为0.82、0.72、0.70、0.55,重测信度ICC为0.92、0.82、0.91、0.70;RBSES总量表及3个维度的α系数为0.84、0.76、0.80、0.80,重测信度ICC为0.94、0.82、0.92、0.86。结论:能力权变自尊量表和关系权变自尊量表中文版具有良好的信效度,可以用来测量大学生的权变自尊。