心理咨询效果评估量表中文版的信度和效度

目的:对心理咨询效果评估量表(the Outcome Questionnaire,OQ-45.2) 中文版进行信效度检验并计算划界分.方法:整群选取杭州某大学学生750名、来某专科医院心理咨询的门诊病人65名、某社区居民230名进行测试,其中229名大学生和167名社区居民同时完成症状自评量表和Beck抑郁问卷,以检验效标效度.随机抽取98名大学生和40名社区居民进行一周后重测.结果:3个样本的内部一致性Cronbach α系数在总量表上均较高(0.91～0.92);总量表重测信度0.71(P<0.01);验证性因素分析GFI、AGFI、NFI、NNFI、CFI、IFI均都大于0.90,RMSEA、χ2/df值分别为0.07、2.16;与症状自评量表、Beck抑郁问卷的相关系数在0.62～0.72之间(P<0.01);区分效度良好,能有效区分正常与异常(P<0.001);划界分为62/63,其中学生和社区样本中31.9%、门诊样本66.2%筛查阳性.结论:心理咨询效果评估量表中文版信度和效度可接受,可应用于学校、医院、社区等心理咨询机构.     

中文版精神病高危症状量表的信度和效度

目的:检验中文版精神病高危症状量表(SOPS)的信度和效度。方法:经原著者同意,汉化英文版精神病高危综合征定式访谈(SIPS)工具,该工具包括精神病高危症状量表(SOPS)。应用中文版SIPS在心理咨询中心筛选出104例精神病高危综合征(PRS)个体,对其进行SOPS评分。用组内相关法(ICC)计算评估者间一致性信度;Cronbachα系数计算内部一致性信度;计算单项与总和的Spearman相关系数;应用探索性因子分析检测SOPS的结构效度;应用Pearson相关分析探讨SOPS与阳性及阴性症状量表(PANSS)的同时效度;半年后对PRS个体随访,观察向精神病性障碍的转化率,评估预测效度。结果:中文版SOPS评定者间一致性系数为0.96;Cronbachα系数为0.71;各条目与总分的相关系数在0.19到0.66之间(P0.05);探索性因子分析得到3个因子,解释总方差的43.9%,除了P3夸大观念、P4知觉异常/幻觉,其余项目的因子载荷均高于0.4;同时效度分析,SOPS总分与PANSS总分显著相关(r=0.63,P0.01);半年后随访发现PRS个体向精神病性障碍的转化率为5.8%。结论:中文版SOPS评估精神病高危症状具有良好的信度和效度,可以用于评估及研究我国的精神病高危患者。     

个人主义和集体主义量表中文版信度和效度的研究

目的：检验个人主义和集体主义量表（Individualism and Collectivism scale，INDCOL）中文版的信、效度。方法：应用INDCOL中文版．对1760名大、中学生施测，计算该量表的雨测信度、内部一致性信度和结构效度等。结果：EFA得出INDCOL具有水平个人主义、垂直个人主义、水平集体主义和垂直集体主义的4因子结构，CFA对此进行了验证．其中X^2／df=3．173，GFI=0．975。IFI=0．921，CFI=0．927。RMSEA=0.081。各项拟合指数均符合测量学的要求。信度分析发现．重测信度为0．747。最表及各因子内部一致性α系数为：水平个人主义0．689、垂直个人主义0．637、水平集体主义0．788、垂直集体主义0．644。结论：INDCOL中文版具有良好的信、效度，但某些条目还不适合中国人群，需要进一步修订。     

简化情绪量表中文版用于中学生的信度和效度

目的:考察简化情绪量表中文版的信度和效度.方法:采用分层抽样,从4所中学选取1728名中学生,进行简化情绪量表的信度和效度分析.以长处和困难问卷与儿童焦虑性情绪障碍筛查表为效标关联效度,随机抽取30名中学生间隔4周重测,评定重测信度.结果:简化情绪量表中文版的Cronbach α系数为0.89,P＜0.01,重测相关系数为0.84,P＜0.01.简化情绪量表中文版与长处和困难问卷的情绪症状因子相关(r=0.67,P＜0.01),与儿童焦虑性情绪障碍筛查表的躯体化/惊恐、广泛性焦虑、分离性焦虑、社交恐怖、学校恐怖凶子及总分的相关系数分别为0.69、0.77、0.57、0.44、0.57、0.75,均P＜0.01.探索性因素分析各条目的因素负荷在0.54～0.73之间,主成分分析共抽取2个因子,解释变异量的50.6%.验证性因素分析的拟合指标X2/df、RMSEA、GFI、AGFI、NNFI、CFI分别为7.28、0.06、0.96、0.94、0.97、0.98.结论:简化情绪量表中文版的信度、效度均较理想,符合心理计量学要求.     

述情障碍观察量表中文版信度和效度研究

1973年 ,Sifneos[1] 首先提出述情障碍 (alexithymi a)一词 ,用于描述心身疾病患者“不能辨认、加工、调节情绪”的人格特征[2 ] 。述情障碍个体主要表现为 :在体验和表达情感方面存在困难 ,易焦虑 ,刻板、不灵活 ,退缩 ,缺乏想象力 ,拘于小节 ,循规蹈矩 ,缺乏洞悉感 ,不幽默 ,生活中缺乏个人价值感 ,焦虑和紧张主要通过躯体症状表现出来[3] 。述情障碍作为一种潜在的危险因素 ,使个体易患物质滥用、惊恐发作、躯体形式障碍、饮食障碍、创伤后应激障碍、抑郁、焦虑等疾病 ,并降低其临床疗效 ,因而临床上对述情障碍进行评估具有实用价值[2 ,…     

既往抑郁症诊断量表中文版的信度及效度

目的:检验既往抑郁症诊断量表(The inventory to diagnose depression,lifetime version,IDDL)中文版在大学生及精神科住院病人群体中的信度及效度。方法:在大学生群体中将IDDL施测于739名在校大学生,其中478名于两周后完成了重测。在精神科住院病人群体中对被试进行SCID临床诊断访谈并施测IDDL,有204例患者完成了访谈和测试。结果:在大学生群体中,IDDL总分重测信度为0.744(P0.001),各条目重测信度在0.406-0.588之间,两次测量诊断结果间kappa系数为0.747,α系数为0.911,分半信度为0.926,条目与总分的相关系数在0.216-0.743之间。在精神科住院病人群体中,α系数为0.942,分半信度为0.966,条目与总分相关系数在0.230-0.825之间。以SCID为金标准,IDDL诊断既往抑郁症的敏感度为86.11%,特异度为90.15%,阳性预测值为82.67%,阴性预测值为92.25%,Kappa系数为0.755。结论:IDDL中文版在大学生群体和精神科住院病人群体中的信度和效度均达到测量学要求,同时在精神科住院病人群体中具备良好的敏感度和特异度,临床中可将其作为既往抑郁症的诊断与筛查工具。     

世界卫生组织生活质量量表中文版的信度与效度

目的： 考核世界卫生组织生活质量量表（ＷＨＯＱＯＬ－１００） 中文版的信度和效度。方法： 基于在广州、北京、上海、成都、沈阳和西安等地用ＷＨＯＱＯＬ－１００量表中文版调查的１６５４例资料, 计算该量表的内部一致性、内容效度、区分效度、结构效度等。结果： 该量表具有较好的信度和效度。结论： ＷＨＯＱＯＬ－１００中文版是一份较好的用于测量中国人生活质量的量表, 可以应用于公共卫生和其它医学领域。     

自我调节疲劳量表中文版测评青年人的效度与信度

目的:引入自我调节疲劳量表(SRF-S),并在青年人群中对其效度和信度进行检验。方法:选取北京市某高校一年级研究生238名和某国企青年职工315名,通过条目分析、验证性因子分析检验量表的条目鉴别力和结构效度,选用简易应对方式量表(SCSQ)和自我控制双系统量表(DMSC-S)为效标,考察量表的效标关联效度;对研究生样本进行间隔2周的重测,评定量表的重测信度。结果:SRF-S的条目鉴别力良好,各条目与所属分量表的相关在0.38~0.67之间。验证性因子分析结果表明,剔除2个因子载荷低于0.32的条目后,量表的结构效度较好(χ2/df=5.08、RM SEA=0.09、NFI=0.90、NNFI=0.90、CFI=0.92、IFI=0.92、GFI=0.90),各条目的因子载荷在0.37~0.71之间;SRF-S总分及3个分量表得分与消极应对方式、冲动系统得分均呈正相关(r=0.25~0.58,均P0.001),与积极应对方式和控制系统得分呈负相关(r=-0.22~-0.47,均P0.001)。总量表的内部一致性α系数为0.84,3个分量表的α系数在0.64~0.69之间;总量表的重测信度为0.73,3个分量表的重测信度在0.62~0.67之间。结论:本研究形成的包含16个条目的自我调节疲劳量表中文版具有较好的效度和信度,适合用于评估我国青年人的自我调节疲劳状况。     

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。     

世界卫生组织残疾态度量表中文版的信度、效度分析

背景:为客观科学地评价人们对待残疾和残疾人的态度,需研制出一份专门针对残疾和残疾人的态度量表,以了解人们对待残疾人的态度及其影响因素。目的:考核世界卫生组织残疾态度量表中文版的信度和效度。方法:采用全球多中心同步研究的方法研制世界卫生组织残疾态度量表。通过多阶段分层整群随机抽样抽取1037名残疾人、507名残疾人照顾者及354名正常人,对其进行问卷调查。对其中109名残疾人间隔1周进行量表的重复测量。采用克朗巴赫α系数评价量表的内部一致性信度,通过前后2次测量各方面得分的相关系数以及配对检验来考察量表的重测信度,采用探索性因子分析评价量表的结构效度。结果与结论:共回收残疾人问卷1000份、残疾人照顾者问卷507份、正常人问卷354份。量表回收率大于95.0%,条目缺失率低于1.10%;量表各个方面的克朗巴赫α系数为0.588～0.837;重复测量前后得分差异无显著性意义;不同人群对待残疾的态度各有不同,因子分析结果表明量表反映出的内在结构与原量表构造基本一致。说明世界卫生组织残疾态度量表中文版具有较好的可接受性、信度和效度,可用于国人对待残疾和残疾人态度的研究。     

中文版一般人际交往目标量表的信度与效度研究

目的对Crocker等人编制的人际交往目标量表进行修订,并检验修订量表的信效度。方法采用翻译后的人际交往目标量表对432名大学生进行施测。结果信度检验:修订后的总量表、自我形象目标、关爱他人目标维度的内部一致性系数分别为0.852、0.787、0.789,分半信度分别为0.770、0.783、0.745;效度检验:探索性因素分析产生的2个因子共解释38.54%的总方差;验证性因素分析结果显示,模型对于数据的拟合程度良,χ2/df=2.06,RMSEA=0.068,NFI=0.805,CFI=0.887,IFI=0.889,TLI=0.867。结论修订后的人际交往目标量表具有良好的信度和效度,可以在未来的相关领域研究中应用。     

特质愤怒量表中文版在大学生人群应用的信度和效度

目的:探讨特质愤怒量表(TAS)在大学生中的适用性及信度和效度检验。方法:以方便抽样抽取653名大学生完成TAS量表的初测,再以整群抽样的方法,在重庆、四川等七省市各抽取1所高校,以年级分层抽取1866名大学生完成TAS量表的正式施测,同时完成攻击问卷,症状自评量表中的敌意分量表,激惹、抑郁和焦虑自评量表中的外向型激惹分量表,以检验校标效度。对185名大学生4周后重测TAS量表,以检验重测信度。数据资料采用相关分析、探索性因素分析、验证性因素分析进行处理。结果:TAS量表中文版的内部一致性信度为0.80,重测信度为0.83,各条目与总分的相关系数均大于0.30(0.43～0.72),探索性因素分析提取出2个因子(特征值分别为3.72、1.42),验证性因素分析揭示了二维的量表结构(χ2/df=7.02,RMSEA=0.06,RMR=0.02,NFI=0.97,CFI=0.97,IFI=0.97,GFI=0.98,AGFI=0.97,RFI=0.95),并有良好的效标关联效度,与各效标之间的相关系数分别为0.59、0.56、0.60、0.42。结论:特质愤怒量表具有良好的信、效度,可用于大学生特质愤怒水平评估。     

主观真实-持续幸福感量表中文版的信度和效度检验

目的:本研究旨在检验主观真实-持续幸福感量表中文版的信度和效度。方法:应用主观真实-持续幸福感量表对514名大学生进行调查,并同时施测主观幸福感量表、总体幸福感量表和中国人幸福感量表。再从样本中随机抽取150人作为重测被试,间隔4周后进行重测。结果:量表各项目的区分度良好。探索性因素分析得到满意感和内心平和2个维度,累计方差贡献率63.42%。验证性因素分析发现,各拟合指数良好(χ~2/df=2.769, CFI=0.974,TLI=0.959, RMSEA=0.038)。各效标与量表显著相关,相关系数在0.759～0.867之间(P0.001)。量表总的内部一致性系数为0.865,重测信度为0.755。结论:主观真实-持续幸福感量表的各项心理测量学指标良好,即量表具有良好的信效度,可作为我国主观真实-持续幸福感的研究工具。     

生活满意度量表中文版在民众中使用的信度和效度

目的考察生活满意度量表中文版在一般民众中使用的信度和效度。方法用生活满意度量表、积极情感-消极情感量表和总体幸福感单题量表对509名民众进行调查。结果1量表5个条目与总分之间的相关在0.70～0.80（P〈0.001）之间,各个题目之间的相关在0.29～0.53（P〈0.001）之间;2验证性因素分析显示,5个项目的载荷在0.59～0.80（P〈0.001）之间,解释42.2%的生活满意度的方差,拟合指数为：χ2=33.56,χ2/df=6.71,GFI=0.97,CFI=0.96,RMSEA=0.071;3生活满意度量表与积极情感分量表和总体幸福感量表达到极其显著的正相关,与消极情感分量表达到极其显著的负相关;4信度分析的结果显示,量表的α系数为0.78,折半信度为0.70。结论生活满意度量表中文版在一般民众中使用具有良好的信度和效度。     

Beck绝望量表中文版在青少年中使用的信度和效度

目的:研究Beck绝望量表中文版在青少年中使用的信度和效度。方法:采用Beck绝望量表和自杀意向量表,在大连医科大学和辽宁省大连市庄河县分别选取了192名大学生和292名高中生。间隔一周后对其中的86个大学生样本进行重测。主要采用相关分析和因子分析评价量表的信度和效度。结果:20个项目与总分之间的相关系数在0.19-0.70之间,平均相关系数为0.52。量表的Cronbachα系数为0.85,重测信度为0.62(P<0.001)。绝望量表总分与自杀意念量表总分成正相关(r=0.35,P<0.001),无自杀意念被试绝望量表的平均得分低于有轻度自杀意念和有自杀意图被试绝望量表的平均得分(P=0.007和P<0.001)。探索性因子分析提取了动力丧失、对未来的感觉和对未来的期望3个因子(累计解释的方差为43.44%)。除了项目3、4,其他条目的负荷范围在0.47-0.77之间。项目3、6、7、14、18的归属与Beck的假设不一致。结论:Beck绝望量表中文版在青少年中使用有较好的信度和构想效度,但是仍然需要扩大样本在将来的研究中更深入地验证并改进其结构效度。     

布朗信念评估量表中文版在强迫症患者中的信度和效度

目的:评价布朗信念评估量表(BABS)中文版在中国强迫症患者中的信度和效度。方法:204名强迫症患者完成BABS中文版、耶鲁布朗强迫量表、贝克抑郁量表和状态特质焦虑问卷。结果:BABS中文版在强迫症患者中的α系数为0.80;评分者一致性信度系数为0.93(P0.01),重测信度为0.71(P0.01);量表总分与强迫症状严重程度、抑郁和焦虑程度相关不显著,与耶鲁布朗强迫量表辅助条目中的自知力条目得分相关显著0.70(P0.01);对BABS的单因子模型进行验证性因素分析显示,χ~2/df=2.195,CFI=0.970,IFI=0.971,TLI=0.956,GFI=0.960,RMSEA=0.077。结论:BABS中文版在中国强迫症患者中具有良好的信度和效度,可以用于评估强迫症患者的自知力水平。     

愉快情绪体验量表中文版在强迫症患者中的信度和效度

目的:评估愉快情绪体验量表(TEPS)中文版在强迫症人群中的信度、效度。方法:本研究使用TEPS中文版、贝克抑郁量表(BDI)和状态特质焦虑问卷(STAI)对101名强迫症患者和95名正常被试施测,间隔4周后对其中32名强迫症患者进行TEPS中文版重测。所有强迫症患者均需完成躯体快感缺失量表中文版(RPAS-C)。结果:TEPS中文版包含抽象预期性快感、具体预期性快感、抽象完成性快感和具体完成性快感四个分量表。总量表的Cronbach’sα系数为0.826,四个分量表的α系数在0.461(具体完成性快感)到0.718(抽象预期性快感)之间。总量表的重测信度为0.632(P0.01),四个分量表的重测信度在0.480(P0.01)(具体预期性快感)到0.709(P0.01)(抽象预期性快感)之间。对该量表的四因子结构进行验证性因素分析,结果显示,χ2/df=1.228,CFI=0.916,TLI=0.901,IFI=0.921,RMSEA=0.048。TEPS中文版的总量表以及四个分量表得分与RPAS-C得分的相关系数在-0.275(P0.01)到-0.566(P0.01)之间。除在具体完成性快感得分上强迫症组和正常组差异不显著,两组在中文版TEPS总量表和其他三个分量表得分差异显著。结论:TEPS中文版在强迫症人群中具有较好的信度和效度,可用于评估强迫症患者的快感缺失。     

中文版正性负性情绪量表在老年人中的信度和效度

目的:评估中文版正性负性情绪量表(PANAS)在城镇社区老年人中的信度、效度。方法:采用问卷法对604名老年人(年龄60周岁)进行中文版正性负性情绪量表、汉密尔顿焦虑量表(HAMA)和老年抑郁量表(GDS)的评估。结果:经统计学检验,中文版PANAS所有条目的Cronbach’s系数为0.772,正性情绪(PA)量表和负性情绪(NA)量表的Cronbach’s系数分别为0.853、0.902;正、负性情绪分量表的重测信度分别为0.496、0.478;正、负性情绪分量表的条目间平均相关系数分别为0.587、0.546。正、负性情绪两因子之间的相关系数为-0.233。正性情绪与HAMA、GDS的相关系数分别为-0.566、-0.278;负性情绪与HAMA、GDS的相关系数分别为0.736、0.342。探索性因素分析正性情绪各条目的因子负荷在0.478～0.755;负性情绪各条目的因子负荷在0.582～0.781。工作状况、躯体疾病情况、患病时间、总体健康状况与老年人的正性情绪和负性情绪均呈显著相关(P0.05);受教育程度与老年人正性情绪呈显著相关(P0.05);婚姻状况、以往职业、月人均收入与老年人的负性情绪呈显著相关(P0.05)。结论:中文版正性负性情绪量表(PANAS)在城镇社区老年人中具有良好的信度、效度,符合心理测量学的要求,可以用于我国城镇社区老年人的正性、负性情绪的调查。     

手机冷落行为量表中文版在我国青少年中的信度和效度

目的：评估手机冷落行为量表中文版在中国青少年中的信效度。方法：采用分层整群抽样法抽取4393名青少年进行问卷调查,间隔四周对其中457名青少年进行重测,采用手机使用动机、手机成瘾和社会支持作为手机冷落行为的效标。结果：探索性因素分析得到2个公因子,总变异解释量为56.24%。验证性因素分析显示,两因子模型拟合良好(χ²/df=2.90,RMSEA=0.03,SRMR=0.03,NFI=0.98,TLI=0.98,GFI=0.97,CFI=0.99)。总量表和沟通障碍、手机痴迷两个维度的内部一致性系数分别为0.83、0.76、0.81,重测信度系数为0.80、0.81、0.79。相关分析表明,手机冷落行为与手机使用动机(r=0.42,P<0.001)、手机成瘾(r=0.58,P<0.001)均显著正相关,与社会支持(r=-0.11,P<0.001)显著负相关。结论：手机冷落行为量表中文版具有良好的信效度,是可靠的评估中国青少年手机冷落行为的工具。