接纳问卷的修订及心理测量学分析

目的:对接纳问卷(AAQ)进行修订及心理测量学分析。方法:经双向互译把英文版AAQ译成中文并适当修改,对166名中学教师施测,采用探索性因子分析对问卷的结构效度进行检验,计算α系数对问卷的内部一致性信度进行检验。结果:中文版接纳问卷包含14个项目,由接纳意愿、一贯性接纳行动和非一贯性接纳行动三个维度(分量表)构成。三个维度对总方差的解释率为53.74%,各维度的项目载荷在0.52～0.81之间。问卷内部一致性信度为0.82,接纳意愿分量表内部一致性信度为0.73,一贯性接纳行动分量表内部一致性信度为0.70,非一贯性接纳行动分量表内部一致性信度为0.76。结论:中文版接纳问卷具有较好的效度和信度。

心理一致感量表(SOC-13)的信、效度初步研究

目的:对Antonovsky编制的心理一致感量表(SOC-13)进行初步的修订和信效度检验。方法: 根据量表修订的方法,在上海市选取1827名成年被试和44名大学生被试进行测试,分析中文版的信、效度。结果:项目分析结果表明SOC-13各项目的项目鉴别力良好r=0．40、0．64,有三个组的r在0．28- 0．37;量表的重测信度为0．61,内部一致性系数为0．76;探索性因素分析的结果得到可理解感、可控制感和意义感三个因素(特征根大于1,解释方差比率总计47％),除项目9和11外,其他条目的负荷范围在 0．41至0．69之间;效标关联效度理想。结论:修订的心理一致感量表具有较高的信、效度。

大学生性心理健康特点的定量研究

目的了解大学生性心理健康特点。方法使用《大学生性心理健康问卷》对1700名大学生进行调查。结果问卷总均分为2.14±0.34,性认知和性态度的均分为2.45±0.35和1.93±0.56。总分及性态度男生得分低于女生(t=5.48和8.70,P<0.01);总分及性认知高年级得分低于低年级(t=1.99,P<0.05);性认知城市学生得分显著低于乡镇学生(t=2.02,P<0.05);总分(F=8.12,P<0.01)及各因子(F=11.31,P<0.01;F=3.09,P<0.05)理解支持组得分最低。不同父母态度组别的男、女生得分均存在显著差异(F=4.50和3.96,P<0.05),且都是理解支持组得分最低。不同父母态度组别的低年级学生得分也存在显著差异(F=6.04,P<0.01),其中中立组得分最低。结论男生、高年级学生、父母理解支持的学生性心理更为健康。

青少年人际交往能力问卷在多民族混合学校的适用性——基于多民族混合学校学生心理素质的研究

目的:探析王英春、邹泓等编制的人际交往能力问卷(Interpersonal Competence Questionnaire)在多民族混合地区学生中的适用性。方法:从甘肃省临夏回族自治州、甘南藏族自治州随机抽取了3所民族混合中学,共550名学生统一做答人际交往能力问卷。采用SPSS16.0和Liserl8.70进行信效度分析,并对结构模型进行了验证性因素分析。结果:量表具有较好的鉴别力,决断值CR检验显著(p=0.000<0.001);交往动力、交往认知、交往技能三个分量表的克隆巴赫系数分别为0.702、0.846、0.924,人际交往能力总量表的系数为0.937;验证性因素分析显示三个分量表的因子拟合较好。结论:人际交往能力问卷在多民族混合地区的中学生中具有较好的信效度,可以用于多民族混合地区青少年人际交往能力的研究。

大学生积极情绪与心理健康的关系:个人资源的中介效应

目的:探讨大学生积极情绪、个人资源与心理健康水平之间的关系,使用结构方程模型进行验证。方法:采用方便取样,选取陕西师范大学877名大学生,运用正性情感和负性情感检核表(PA-NAS)、自编积极体验问卷,及个人资源问卷,如自编心理弹性问卷、简易应对方式问卷(SCSQ)、人际信任问卷(ITS)、社会支持知觉量表(PSSS)和症状自评量表(SCL-90)进行调查。结果:积极心境、积极体验、心理弹性、积极应对方式、人际信任、社会支持知觉得分与SCL-90总分及各因子分均呈负相关(r=-0.52^-0.11,P<0.05或0.01)。回归分析表明,积极体验、心理弹性、人际信任、社会支持知觉得分与SCL-90总分相关(β=-0.32、-0.38、-0.19、-0.21;均P<0.01)。路径分析表明,积极情绪对心理健康总症状的直接效应不显著(路径系数为-0.01),而对个人资源的直接效应显著(路径系数为0.79,P<0.01);个人资源对心理健康总症状的直接效应显著(路径系数为-0.44,P<0.01)。结论:个人资源在积极情绪与心理健康之间起完全中介作用,积极情绪能够通过建设个人资源而促进个体心理健康水平。

老年心理健康量表(城市版)的编制

目的:编制适用于中国城市老年人的心理健康量表。方法:根据心理健康包括认知效能、情绪体验、自我认识、人际交往和适应能力的理论构想,采用文献回顾、专家评定和个人访谈等方法,在原有研究基础上形成初试卷,通过预试形成65题的正式量表。采用分层取样,在全国抽取5149名城市老年人(55～101岁),对量表的信度和效度进行检验。结果:5个分量表和总量表的Cronbachα系数为0.75～0.95。各项目与对应分量表以及各分量表与总量表的相关系数分别为0.21～0.76、0.73～0.92(P<0.01或0.001)。随机抽取39人,间隔3～4周进行重测,得到重测信度为0.71～0.93。总量表验证性因素分析支持一阶五因素模型假设(χ2/df=22.895、NFI=0.951、NNFI=0.950、IFI=0.953、CFI=0.953、RMSEA=0.065)。量表总分与主观幸福感、抑郁、健康自评和满意度,经济、婚姻和子女满意度,参与状况相关(r=0.30-0.74,P<0.01),并可区分心理健康和异常的老年群体。结论:老年心理健康量表(城市版)编制取样范围广、样本量大、年龄跨度宽,量表各项信、效度指标均符合心理测量学要求,可供老年心理健康研究和实践应用。

亲密关系体验问卷修订版的信效度研究

目的:测定亲密关系体验问卷修订版(ECR-R)的信度和效度。方法:取286名本科生及研究生进行ECR-R的Cronbachα系数、分半信度及结构效度分析,取31名大学生测定重测信度,取32名病例组样本检验效标效度。结果:总量表和焦虑、回避分量表的Cronbachα系数分别为0·87、0·86、0·81,重测信度分别为0·75、0·82、0·61(P<0·01)。两个分量表具有较好的区分效度。因素分析的结果验证了依恋的两因素学说,焦虑、回避两因素分别解释21·28%和11·20%的变异量。结论:ECR-R适用于中国青少年依恋心理研究。

简明癌症患者心理适应问卷的初步修订及信效度检验

目的:修订简明癌症患者心理适应问卷(Mini-MAC),对其进行结构分析并进行信效度检验。方法:方便选取197名住院癌症患者填写问卷,其中52名患者在2-3周之内接受重测。采用项目分析和因素分析法对Mini-MAC量表进行分析。结果:剔除10个条目,在保留的19个条目中提取出3个因子:无助/无望(HH)、焦虑(AP)和积极态度(PA),三个因子Cronbachα系数在0.74-0.78之间,三个因子共解释总方差的46.5%。修订后总量表的Cronbachα系数为0.86,重测信度为0.49。总量表得分与住院患者焦虑与抑郁问卷、自尊量表的相关系数在0.40-0.50之间(P<0.01)。结论:Mini-MAC-19具有较好的信度和效度。

心理健康自评问卷在地震灾区学生中使用的信效度

目的:检验心理健康自评问卷(self-reporting questionaire 20,SRQ-20)中文版的信效度。方法:在地震发生3周后,向675名都江堰市高三学生施测了SRQ-20和贝克抑郁量表第二版(Beck Depression Inventory-2nd Edition,BDI-Ⅱ)。用Kuder-Richardson公式计算SRQ-20内部一致性系数。计算各个项目与总分的点二列相关。用探索性因素分析检测SRQ-20的因子结构。用SRQ-20和BDI-Ⅱ的相关进行聚合效度的检验。结果:KR-20系数为0.79。项目和总分的相关在0.34到0.60之间,平均达到了0.48。SRQ-20和BDI-Ⅱ之间的相关为0.70。探索性因素分析得到4个因子,解释总方差的43.96%。除了项目1和5,其他项目的因子载荷均高于或接近0.40。结论:心理健康自评问卷的一致性信度和效标关联效度良好,但其因子结构尚不稳定,暂不适宜将其因子当作子量表应用,而应视为单维处理。

医学结局研究用疼痛量表在腰痛患者中的信效度初步研究

目的:评价医学结局研究用疼痛量表(the Medical Outcomes Study Pain Measurement,MOSPM)的信度及效度。方法:58例临床慢性腰背痛患者评定MOSPM,以VAS和SF-36为效度标准进行自评,四周后重测MOSPM。对量表的内部一致性、重测信度和平行效度进行分析。结果:MOSPM标准化后的各条目分与总分的相关系数在0·72~0·94之间,其中疼痛平均程度项(条目6)与总分的相关系数为0·94(P<0·001),Cronbach sα系数为0·97。MOSPM各条目的重测相关系数为0·70~0·92,总分的相关系数为0·86(P<0·001)。MOSPM各条目分与VAS分的相关系数在0·49~0·89(P<0·001)之间,MOSPM总分与VAS分的相关系数为0·85(P<0·001)。SF-36除外生理机能分量表与5个MOSPM条目不相关、精神健康分量表与疼痛频率也不相关外,其余相关均有统计学意义,相关系数在-0·29^-0·92之间(P<0·05)。结论:MOSPM在慢性腰背痛患者中应用具有较好的信度和效度。

建立情绪声音刺激库的初步研究

目的:建立一套本土量化的情绪声音刺激库。方法:第一阶段:通过各种途径大量收集各种声音,并从中精选出453个声音;第二阶段:征集50名大学生对声音的愉悦度(V)、唤醒度(A)和优势度(D)进行了自我报告的9点量表评分。结果:男女两组在V、A、D三维度上的评分相关系数分别为0·94、0·91、0·85(P<0·01)。A维度评分男生低于女生(5·17±1·10/5·33±1·06,t=-7·63,P<0·01);D维度评分男生高于女生(5·20±0·88/5·07±1·06,t=5·10,P<0·01)。聚类分析可将声音聚为6类,1至6类分别包括38、100、58、58、129、70个声音,并分别对应于惊喜、平静、唤醒、愉快、厌恶、悲恐情绪。结论:大学生中男女生对部分声音的情绪感受有所不同。聚类分析结果提示可以同时从情绪维度和情绪类型两种途径研究情绪问题,两者结果也有相互比较的可能性。本情绪声音库还有待进一步完善。

心理资本量表在大学生群体中的修订与信效度检验

修订心理资本量表并检验其在大学生群体中的信度和效度。文章以549名大学生为样本进行项目分析和探索性因子分析;以1082名大学生为样本进行验证性因子分析、信度分析和校标效度分析,并抽取62名被试4周后重测。结果表明:(1)修订后的心理资本量表可以提取自信、希望、坚韧性和乐观四个因子,累积解释方差60.8%,具有较好的结构效度(χ2=615.46,GFI=0.94,AGFI=0.92,CFI=0.92,IFI=0.92,RMSEA=0.07)。(2)修订后的量表信度为0.89,重测信度为0.70;各分量表的信度介于0.73~0.81,重测信度介于0.50~0.62。(3)心理资本量表及其分量表与主观幸福感、积极情绪正相关(r=0.35~0.69,P<0.001),与学业倦怠、学业拖延负相关(r=-0.17^-0.48,P<0.001)。修订后的心理资本量表符合心理测量学要求,可以作为大学生心理资本的测量工具。

癌症患者心理调节问卷的编制与测评

目的：研制癌症患者心理调节问卷（PASCP）.方法：以严谨的程序编制问卷,随机抽取557例癌症患者进行测定,请患者、183位亲属和96位医护人员做重要性评分,并对问卷进行筛选和信度、效度检验.结果：（1）问卷共有36个条目,包括患癌症后对情绪/自尊、主观感受、日常生活、人际关系/社会生活、其他等五个维度和一项总的心理调节自我评价条目.（2）问卷具有较好的内容效度,结构与设计的理论构思相符,5个因子负荷范围和方差分析分别为0.63～0.79和7.44,0.67～0.76和5.42,0.69～0.88和4.77,0.66～0.91和4.77,0.63～0.80和4.38,参照于HAD和FLIC两个问卷的效标效度分别为0.78和0.69.（3）五个维度和总分的重测信度分别为0.83、0.82、0.86、0.78、0.76和0.89,Cronbach α系数分别为0.83、0.86、0.80、0.78、0.69和0.89.结论：PASCP有较好的效度、信度和灵敏度,问卷能较敏感地反映治疗及康复前后患者心理调节的变化.

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Cron-bachα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。

心理治疗从业者胜任特征评价方法的可行性

目的:探索我国文化背景下心理治疗从业者胜任特征评价方法的信效度。方法:采用行为事件访谈法对16位心理治疗从业者进行访谈,按同行专家评议将被访谈人员分为普通组和绩优组,两位编码人员对访谈资料进行胜任特征编码。结果:普通组和绩优组在访谈长度上差异没有统计学意义[(8662·6±4456·7)字vs·(9989·6±2278·5)字,P=0·487];只有培养他人与关注次序两个胜任特征的平均等级分数与访谈长度的相关有统计学意义(r=0·50、-0·56,P<0·05);归类一致性(CA=61·28%)及组内相关系数(94%的r>0·4)显示两位编码人员之间具有可接受的评分者信度;以平均分差异1·3分为划界值,胜任特征平均等级分数可在7项胜任特征上区分绩优组与普通组。结论:基于行为事件访谈法的胜任特征评价方法具有可信性和有效性,可用于我国文化背景下心理治疗从业者的胜任特征模型建立,但尚需修订胜任特征词典与提高编码一致性及扩大样本。

大学生心理和谐量表的编制

目的编制大学生心理和谐问卷,并分析其信、效度。方法以文献研究为基础,结合大学生开放式问卷所获资料,编制大学生心理和谐问卷。对1056名大学生进行了施测,对调查数据进行信度分析和探索性因素分析、验证性因素分析。结果大学生心理和谐问卷有3个纬度,分别为自我和谐、人际和谐、人事和谐,这3个分纬度及心理和谐总量表的Cronbachα系数分别为0.79、0.77、0.74和0.76,重测信度依次分别为0.89、0.88、0.85和0.88;各项目的因子载荷在0.58-0.89之间,各因子的相关在0.46-0.56之间;大学生心理和谐问卷验证性因素分析的指标：GFI=0.98、TLI=0.98、CFI=0.99、χ^2/df=3.58、RM-SEA=0.07;心理和谐总分与流调中心用量表总分的相关为-0.55（P〈0.01）,与大学生人格问卷总分相关为-0.44（P〈0.05）。结论大学生心理和谐问卷具有良好的信度和效度。

家庭婚姻互动模式的测量

目的探索对中国人家庭婚姻互动模式的测量工具。方法应用卡片排列式的投射测验,通过直接登门访问和教师家访两种形式,访问1028个家庭。结果信度分析揭示,男满意程度、女满意程度、和睦程度、角色期待、男理解程度和女理解程度6个分量表的克伦巴赫α系数最低0.88,最高0.93;分半信度最低0.74,最高0.85。探索性因素分析第一次因素分析抽取10个因素,解释总变异的70.38%。10个抽出的因素与理论上的建构一致。第二次因素分析抽出一个因素,解释总变异的61.20%。验证性因素分析模型拟合理想。对37个家庭所作的追踪研究,表明该测验对亲戚的评估在男满意度、和睦程度方面有一定的区分能力。对43个中学生家庭的研究表明女满意度、和睦程度和男理解程度方面可以区分子女对自己父母的评估。交叉效度研究表明,使用判别模型对236个家庭的判别与子女评价所作的分类进行比较,结果有97.50%的一致。结论家庭婚姻互动模式测验(IMFMT)有良好的信度与效度,在婚姻家庭咨询治疗中有较好的应用潜力。

罗夏测验攻击变量在学龄期儿童中应用的效度研究

目的:在国内学龄期儿童样本中检验罗夏测验攻击变量的效度。方法:用Achenbach儿童行为量表和Conners教师问卷对湖南某地一小学311名同学进行筛选,筛选出攻击高分组(N=33)与低分组(N=35),对这两组学生进行罗夏测验,回收有效数据,得到最后的高分组(N=30)和低分组(N=30)。结果:罗夏测验7个变量的Pearson相关均在0.96之上,P<0.01;Kappa系数均在0.83以上。对儿童攻击行为的测量贡献最大的是攻击性运动(AG)与攻击性内容(AgC)。AgC与外显攻击行为呈正相关(r=0.32,P<0.05),AG与外显攻击行为呈负相关(r=-0.27,P<0.05)。结论:罗夏攻击变量对儿童的攻击行为的测量有一定价值,特别是攻击性运动与攻击性内容这两个变量。

忍耐性量表的项目分析及简式量表研究

目的对忍耐性量表（Tolerance Scale,To）进行项目分析并研制简式量表。方法对3767名新兵同时进行To和症状自评量表（SCL-90）测试,对To各项目进行难度和鉴别度分析,各项目分与To总分的相关分析,根据分析结果筛选出部分条目组成简式量表。计算原量表及简式量表的Cronbach＇sα系数,以SCL-90各因子分为效标,考察原量表及简式量表的效标效度。结果原量表的难度在0.31~0.96之间,小于0.2或大于0.8的项目有15个。鉴别度指数在0.11~0.73之间,小于0.3的项目有11个。各项目分与总分的相关系数在0.191~0.598之间,小于0.3的项目有9个。保留质量较高的19个项目组成简式量表。原量表和简式量表的Cronbach＇sα系数分别为0.784和0.743。原量表总分及简式量表总分与SCL-90总分及各因子分均显著相关,相关系数的绝对值均在0.37以上（P=0.000）。简式量表总分与原量表总分显著相关,相关系数为0.968（P=0.000）。结论原量表及简式量表均具有较好的信度和效度。