事件影响量表-修订版(IES-R)在女性犯人中的信度、效度分析

目的:建立事件影响量表-修订版22个条目量表(IES-R)的中文版。方法:439名经过至少1件创伤性事件的女犯人完成了IES-R,分析量表的重测信度和内部一致性、条目间平均相关系数;总分与各因子间的相关系数、内容区分效度,并进行划界分的诊断性评价。结果:IES-R中文版的重测信度为0·86,Cronbach'sα系数为0·96,条目间平均相关系数在0·42~0·60之间。总分与各因子的相关系数在0·84~0·91之间,各因子间的相关系数在0·75~0·89之间,PTSD组的总分明显高于非PTSD组。划界分35时,对PTSD和部分PTSD诊断预测的敏感度为0·86、特异度0·86、诊断效率0·85。结论:IES-R中文版具有良好的信、效度,在我国可以作为一种较好的创伤后应激症状的测评工具。划界分35,量表对PTSD和部分PTSD有一定的预测力。     

情感关系量表中文版的信效度检验

目的:考察情感关系量表(ARS)中文版的信度和效度.方法:以1185名年龄在13-22岁的青少年为被试,分析了ARS中文版主要的信度和效度指标.结果:ARS中文版针对母亲、父亲、同性朋友、异性朋友这四个重要他人的内部一致性信度分别为0.89、0.92、0.91、0.95;再测信度为分别为0.83、0.81、0.75、0.79;验证性因素表明数据与测量模型的拟合程度较好;对于母亲、父亲、同性朋友、异性朋友,ARS中文版的效标关联效度分别是0.36(P<0.01)、0.39(P<0.01)、0.37(P<0.01)、0.35(P<0.01).结论:ARS中文版具有较好的信度和效度,可以用于评定青少年的情感关系.     

青少年日常学校生活事件量表的编制及信度效度与跨学段测量等值性检验:基于有序分类数据

目的:编制一个适用于测量大中学生日常学校生活事件的量表,并检验其在中学生和大学生之间的测量等值性。方法:选取345名大中学生对初始量表进行探索性因子分析,并在883名大中学生中对正式量表进行基于有序分类数据的信度和效度检验以及跨学段的测量等值性检验。结果:青少年日常学校生活事件量表由经济困扰、学习困扰、人际困扰、恋爱困扰和受罚与失败等5个维度共20个题目构成;其结构效度和复核效度良好,总量表及分量表与焦虑自评量表及抑郁自评量表总分均存在中等稍低的显著正相关;具有较好的内部一致性信度(分量表的克隆巴赫α系数介于0.67～0.77,总量表为0.87)、组合信度(CR介于0.73～0.85)以及重测信度(间隔一周;分量表介于0.68～0.77,总量为0.78);该量表在中学生和大学生之间存在载荷等值,但门栏不等值。结论:青少年日常学校生活事件量表信度效度良好,可用于测量大中学生的短期日常学校生活事件。     

亲密关系经历量表在我国青少年中的信、效度检验

目的:本研究旨在检验亲密关系经历量表中文版在我国青少年中的信度和效度。方法:研究首先分层抽样选取了561名11-17岁的中国青少年(平均年龄13.94岁,标准差1.53)进行测试,在所有样本中抽取80人间隔4周实施重测,同时测查了中文版社交焦虑量表和自尊量表。结果:依恋焦虑维度的内部一致性系数为0.914,重测信度为0.755;依恋回避维度的内部一致性系数为0.871,重测信度为0.721。探索性因素分析和验证性因素分析的结果支持了亲密关系经历量表中文版在我国青少年中的二因素模型。依恋焦虑得分与社交焦虑得分正相关,与自尊得分负相关;依恋回避得分与社交焦虑得分负相关,与自尊得分正相关。结论:亲密关系经历量表中文版在我国青少年中具有较好的信、效度。     

强迫量表儿童版在中国青少年中应用的信效度

目的 :引进强迫量表儿童版(Obsessive Compulsive Inventory-Child Version,OCI-CV),检验其在中国青少年中的信效度。方法:经双盲翻译的严格程序获得中文版OCI-CV;通过方便取样对2876名青少年进行测查;选用莱顿强迫问卷(儿童版)、儿童青少年多维度焦虑量表以及儿童抑郁量表作为效度量表;3-4周后对其中的329名青少年进行重测。结果:验证性因素分析表明中文版OCI-CV符合原六因素模型;其总量表内部一致性系数为0.856,各分量表内部一致性系数为0.462到0.747;重测信度为0.532到0.758;OCI-CV总分与强迫症状(存在与否/干扰程度)、焦虑和抑郁的相关系数分别为0.696/0.684、0.634和0.505(均P<0.01)。结论:中文版OCI-CV具有良好的信效度,可以在中国青少年中应用。     

中文版学校归属感量表的信效度检验

目的:考察中文版学校归属感量表(PSSM-CR)的结构及其信效度。方法:翻译PSSM量表,有效测量了1006名大学生被试。结果:中文版学校归属感量表(PSSM-CR)各维度和总量表的内部一致性信度分别为0.817、0.820、0.673、0.873;重测信度分别为0.809、0.813、0.654、0.848;探索性与验证性因素分析表明三维模型的拟合较好;效标关联效度良好(P<0.05)。结论:中文版学校归属感量表(PSSM-CR)具有较好的信度和效度,可以为相关研究使用。     

中文版神经症被束缚自评量表的信度、效度

目的:主要研究中文版神经症被束缚自评量表的信度、效度和其在神经症研究、临床评价中的应用价值。方法:以229名神经症、402名健康人为研究对象,运用克朗巴哈α(Cronbach'sα)系数、分半信度、重测信度、结构效度、内容效度、实证效度检验中文版神经症被束缚自评量表的信度、效度。结果:本量表Cronbach'sα系数为0.809;分半信度为0.779;重测信度为0.852。内容效度、结构效度、实证效度良好。结论:中文版神经症被束缚自评量表的信度、效度良好,适合于中国文化背景临床对神经症被束缚状态的评价和研究应用。     

中文版布罗塞特暴力风险评估量表测评儿童青少年严重精神障碍患者的效度和信度

目的:检验中文版布罗塞特暴力风险评估量表(BVC)在我国儿童青少年精神障碍患者中的效度信度。方法:临床精神科工作的6名专家对中文版BVC量表的内容效度评定。选取346例符合DSM-IV精神分裂症、双相I型障碍躁狂发作诊断标准的4～16岁患者,中文版BVC量表每8h评估一次,用Achenbach儿童行为量表(CBCL)攻击性因子检验同时效度,根据暴力行为出现的真实结果检验量表的预测效度;应用Cronbach α系数检验量表的内部一致性信度。结果:中文版BVC量表的内容效度为0.91,总分与CBCL攻击性因子得分之间呈中度正相关(r=0.32,P0.01)。ROC曲线下面积为0.93(P0.01),临界点为2时,工具灵敏度为83.7%,特异度为89.0%。量表的内部一致性信度Cronbach α系数为0.90,题总相关系数r=0.60～0.80(P0.01)。结论:中文版BVC量表测评儿童青少年严重精神障碍患者的同时效度、预测效度和信度符合测量学基本要求。     

中文版时间态度量表的信效度检验

目的:对青少年时间态度量表(The Adolescent Time Attitude Inventory, ATA)进行中文版修订,检验其信效度。方法:对745人施测中文版ATA量表,用以评定其结构效度、信度及其跨性别、跨年级测量等值性。另对527人施测中文版ATA、自我效能感量表、自尊量表以及生活满意度量表,检验效标关联效度。10天后,随机选取89名大学生进行重测。结果:中文版ATA量表包含过去积极、过去消极、现在积极、现在消极、未来积极和未来消极六个因子,共30个项目。(1)验证性因子分析表明六因子模型拟合良好,χ~2/df=2.73,RMSEA=0.05,CFI=0.94,TLI=0.93;(2)各因子信度系数在0.77～0.86,重测信度在0.54～0.71之间;(3)多群组验证性因子分析表明,中文版ATA在男女之间、高中生和大学生之间具有测量等值性;(4)相关分析结果表明,未来积极、现在积极、过去积极与自尊、自我效能感和生活满意度正相关,未来消极、现在消极、过去消极与自尊、自我效能感和生活满意度负相关。结论:中文版ATA具有良好的信效度,适宜在中国青少年中使用。     

特拉华校园氛围量表(学生卷)中文版信、效度研究

目的:检验特拉华校园氛围量表(学生卷)(DSCS-S)中文版在中国青少年中的信度和效度。方法:应用中文版特拉华校园氛围量表对2552名中小学生施测,四周后抽取其中125名被试重测;以流调中心抑郁量表(CESD)、学生生活满意度量表(SLSS)和特拉华欺负受害量表(学生卷)(DBVS-S)为效标,检验其校标关联效度。结果:1探索性因素分析和验证性因素分析均支持量表的八因素结构模型;28因子模型各主要拟合指标为RESEA=0.050;CFI=0.901;χ2/df=5.110;GFI=0.923;IFI=0.910;DSCS-S与CES-D相关系数为-0.76(P0.01),与SLSS相关系数为0.33(P0.01);与DBVS-S的相关系数为-0.20(P0.01);3总量表α系数为0.80,重测信度为0.68。结论:特拉华校园氛围量表(学生卷)(DSCS-S)中文版具有良好的信效度。     

Level of functioning of siblings and parents of probands of varying degrees of retardation

A further analysis of already published data supports the position that retardates of low ability level less frequently have retarded siblings, retarded parents, and parents low in occupational level than do retardates higher in ability level. The analysis supports the position that there are two types of retarded individuals, persons retarded as a result of gene or chromosomal anomalies, brain injury, etc., who more frequently occur in the lower-level retardate group, and persons whose retardation represents polygenic segregation, who more frequently occur in the higher-level group.     

Modes of Inheritance of Errors of Refraction

Eighteen families in which both parents had refractions within the range of +4·0 D to −4·0 D and axial lengths seen in emmetropia (22·3-26·0 mm) showed coefficients of correlation of the order 0·5 indicative of polygenic inheritance. Such coefficients were seen for axial length (0·407) and for the cornea (0·487), but not for the lens (which is known to be yoked to the axial length). No such coefficients were seen in 19 families in which one of the parents had axial length outside the emmetropic range (nine families with long axes and 10 with short axes).

The pattern of polygenic inheritance for emmetropia (completely correlated optical components) and errors of refraction up to 4·0 D (inadequately correlated components: correlation ametropia) follows that seen in stature and other measurable characters. In contrast the high refractive errors with their abnormal axial lengths (component ametropia) are—like the extremes in stature—pathological anomalies with monofactorial inheritance.