住院患者护理存在量表的汉化及信度效度检验

目的:对英文版住院患者护理存在量表进行汉化,并进行信度、效度检验,为调查患者对护理存在的感受提供可靠有效的测评工具。方法:对英文版住院患者护理存在量表进行翻译及回译,并进行文化调试,采用便利抽样法对武汉市某三级甲等医院530例住院患者进行正式问卷调查。结果:中文版住院患者护理存在量表共33个条目,分为4个维度,量表总体Cronbach’sα系数为0.931,各维度Cronbach’sα系数在0.738~0.852之间,量表水平内容效度指数为0.98。验证性因子分析显示卡方/自由度(χ2/df)为1.897,拟合优度指数(GFI)为0.812、比较拟合指数(CFI)为0.869、增值拟合指数(IFI)为0.871、Tucker-Lewis指数(TLI)为0.859、均方根残差(RMR)为0.024、近似误差均方根(RMSEA)为0.062,均达到拟合标准。结论:中文版住院患者护理存在量表有较好的信度、效度,适合用于评价我国住院患者对护理存在的感受与体验。

超声在膈肌功能评估中的信度研究

目的:分析超声用于膈肌功能评估的一致性及可重复性。方法:采用PA12A型便携式彩色多普勒超声诊断系统。记录60例健康受试者平静呼吸和深呼吸时的膈肌数据,包括平静呼吸和深呼吸时的膈肌移动度、平静呼气和平静吸气时的膈肌厚度、最大呼气和最大吸气时的膈肌厚度,对以上指标的测试内信度、测试者间信度和重测信度分别进行分析。结果:测试内信度:平静呼吸时膈肌移动度、深呼吸时膈肌移动度、平静呼气时膈肌厚度、平静吸气时膈肌厚度、最大呼气时膈肌厚度和最大吸气时膈肌厚度的组内相关系数(intra-class correlation coefficient,ICC)值分别为0.99、0.99、0.99、0.99、0.99、0.99;测试者间信度方面6个指标的ICC值分别为0.84、0.80、0.82、0.82、0.83、0.77;重测信度:6个指标的相对信度ICC值分别为0.98、0.86、0.98、0.97、0.94、0.86;绝对信度6个指标的测量标准误(standard error of measurement,SEM)分别为0.09、0.39、0.01、0.02、0.02、0.03,SEM%分别为5.23%、8.40%、5.38%、5.7%、8.17%、8.77%,最小真正改变量(minimal detectable change,MDC)分别为0.26、1.08、0.03、0.04、0.04、0.09,MDC%分别为14.48%、23.28%、14.9%、15.8%、22.64%、24.31%;Bland-Altman图形分析显示无系统性误差。结论:超声在膈肌功能评估中具有良好信度。

汉语发展性阅读障碍评估测验的编制及效度和信度检验

目的:编制汉语发展性阅读障碍评估测验(C-DDAT),并进行效度和信度检验。方法:根据美国精神障碍诊断与统计手册第5版(DSM-5)关于阅读障碍核心特征描述以及阅读理论编制汉语发展性阅读障碍评估测验,包含汉字阅读准确性、流畅性以及阅读理解3个因子。在1925名1~6年级儿童中检验结构效度、内部一致性信度、复本信度,在63名典型发展儿童和26名发展性阅读障碍儿童中检验重测信度。结果:三因子结构模型拟合良好(χ^(2)/df=5.91,CFI=0.996,TLI=0.992,SRMR=0.014,RMSEA=0.056)。效标关联效度为0.51~0.98。汉字阅读准确性测验的内部一致性信度为0.99,汉字阅读流畅性和汉字阅读准确性的复本信度分别为0.94和0.98,重测信度为0.73~0.98。对临床样本进行ROC曲线分析发现,阅读商数(阅读测验综合评分)的区分灵敏性和特异性分别为0.92和0.98。结论:汉语发展性阅读障碍评估测验的效度、信度达到心理测量学要求,可用于基础研究中对儿童基本阅读技能的评估以及临床实践中对儿童阅读障碍诊断的参考。

共同养育问卷测评中学生及父母的效度与信度

目的:修订共同养育问卷(青少年版和父母版)(CI-PA)中文版,并在中学生及其父母中检验其效度和信度。方法:选取中学生691名完成CI-PA青少年版,其父母924名同时完成CI-PA父母版。将样本随机分半,分别进行条目分析和探索性因子分析及验证性因子分析、效标关联效度分析、聚敛效度检验。以Achenbach青少年行为自评量表(YSR)、Olson婚姻质量问卷(ENRICH)的婚姻满意度分量表(MSS)为效标工具。间隔4周后,随机选取中学生62人及父母70人进行重测。结果:探索性因子分析表明,青少年版和父母版分别有37、25个条目,分问卷均抽取了3个公因子,均包括合作、三角关系和冲突3个维度,各条目因子负荷为0.60~0.95,累积解释总方差64.56%~74.06%;验证性因子分析表明,青少年版分问卷(χ^(2)/df=1.32、1.30、1.41,CFI=0.99、0.99、0.99,TLI=0.99、0.99、0.98,RMSEA=0.03、0.03、0.03)和父母版分问卷(χ^(2)/df=1.20、1.33,CFI=0.99、0.99,TLI=0.99、0.99,RMSEA=0.02、0.03)模型均拟合良好。青少年版的合作维度得分与YSR攻击行为、焦虑/抑郁得分均负相关(ICC=-0.18~-0.27,均P<0.01),三角关系和冲突2个维度得分与YSR攻击行为、焦虑/抑郁得分均正相关(ICC=0.15~0.34,均P<0.01);父母版合作维度得分与MSS得分正相关(ICC=0.52、0.47,均P<0.01),三角关系和冲突2个维度得分与MSS得分负相关(ICC=-0.28~-0.47,均P<0.01)。青少年版和父母版分问卷各维度的Cronbachα系数均>0.72,重测信度(ICC)均>0.54。结论:共同养育问卷(青少年版和父母版)(CI-PA)中文版测评父母共同养育具有较好的效度和信度。

疫苗接种心理前因5C量表的修订及其效度和信度

目的:对疫苗接种心理前因5C量表(5C Scale)进行修订,并检验其效度和信度。方法:采用中英文回译法和专家评定并结合访谈结果,形成改编版量表的中文版,对1 035名居民进行问卷调查,将其随机分成两组分别进行探索性和验证性因子分析;对其中230人进行间隔2周的重测。用中国大五人格问卷简式版(CBF-PI-B)的神经质分量表检验效标关联效度。结果:5C Scale修订后加入新的困惑维度,形成18个条目的疫苗接种心理前因6C量表(6C Scale),包含信任、自满、限制、计算、集体责任、困惑6个因子,累计方差解释率为67.92%;6因子结构模型拟合良好(χ2/df=1.72,RMSEA=0.04,CFI=0.97,TLI=0.96,NFI=0.92,IFI=0.97);困惑维度总分与CBF-PI-B神经质分量表总分呈正相关(ICC=0.54,P<0.001)。6个维度的Cronbach α系数为0.68~0.77,重测信度(ICC)为0.51~0.82。结论:本研究修订形成的疫苗接种心理前因6C量表(6C Scale)评估居民的疫苗接种心理前因具有良好的效度和信度。

常用后踝骨折分型的可信度评价

目的研究后踝骨折5种常用分型即Klammer分型、Haraguchi分型、AGH分型、俞光荣分型、Mason分型的观察者间可信度和观察者自身可信度,并分析这些常用分型的可靠性。方法收集收治的60例后踝骨折患者(其中55例合并外踝和或内踝骨折,5例单纯后踝骨折),用随机数字排列,每例患者均具有完整的术前临床及影像学资料。4位创伤骨科医生进行培训1周后,对60例后踝骨折的影像学资料进行阅片,进行Klammer分型、Haraguchi分型、AGH分型、俞光荣分型、Mason分型。4名创伤骨科医师观察者内的一致性研究6周后进行,应用平均Kappa系数K值评估观察者间可信度和观察者自身可信度。结果观察者间可信度:Klammer分型的平均K值为0.883(范围0.765~0.978),属于高度可信;Haraguchi分型的平均K值为0.898(范围0.804~0.967),属于高度可信;AGH分型的平均K值为0.873(范围0.765~0.956),属于高度可信;俞光荣分型的平均K值为0.903(范围0.787~0.978),Mason分型的平均K值为0.930(范围0.876~0.987),属于高度可信。观察者自身可信度:Klammer分型的平均K值为0.949(范围0.904~0.976),属于高度可信;Haraguchi分型的平均K值为0.937(范围0.901~0.969),属于高度可信;AGH分型的平均K值为0.947(范围0.903~0.987),属于高度可信;俞光荣分型的平均K值为0.955(范围0.923~0.996),Mason分型的平均K值为0.941(范围0.925~0.961),属于高度可信。结论5种常用分型可信度皆高度可信,可根据临床实际情况选择适当的分型。

中文版自我管理和过渡期准备问卷在青少年癫痫患者中的信度、效度检验

目的检验中文版自我管理和过渡期准备问卷[self-management and transition to adulthood with Rx=treatment(STARx)questionnaire]在青少年癫痫患者中的信度和效度。方法采用便利抽样法,选取436名确诊癫痫的青少年患者为研究对象,样本1共250例,采用条目水平的内容效度指数(item-level content validity index,I-CVI)和问卷水平的内容效度指数(scale-level content validity index,S-CVI)评价问卷的内容效度,采用探索性因子分析对量表结构进行探索,采用Cronbachα系数评价量表的内部一致性信度。样本2186例,采用验证性因子分析验证量表的结构效度,采用Cronbachα系数、Spearman-Brown系数和重测信度系数评价量表的信度。结果中文版STARx的总条目内容效度指数为0.981,条目水平的内容效度指数为0.833~1.000;问卷探索性因子分析,特征值>1的公因子有4个,累积方差贡献率为70.309%,且各条目在其公因子上的负荷值为0.636~0.831,较原问卷6个维度减少了2个维度;验证性因子分析显示,卡方比自由度(chi-square/degree of freedom,χ^(2)/df)为2.53(<3),近似误差均方根为0.091(<0.1),数据与模型的拟合度良好;问卷总的Cronbachα系数为0.917,折半信度为0.730,重测信度为0.940。结论STARx在青少年癫痫患者的检验中显示信度、效度良好,可作为评价癫痫青少年至成人过渡期准备水平的有效工具。

衍射仪的机械制造误差对拟合可信度极限的影响

全谱结构拟合是获得研究对象精细结构的一种重要方法,X射线多晶衍射仪测试的角度准确度直接影响全谱结构拟合的正确性和可信度,而测角仪的机械制造误差是影响测量角度准确度不可忽视的因素。该文采用模拟计算方法对由蜗轮蜗杆系统的制造误差造成的X射线多晶衍射全谱拟合结果的可信度进行了分析,结果表明对theta-theta衍射仪而言,机械制造的角度准确度至少要达到±0.003°,拟合结果才是有可信度的,所以只有采用直接在衍射仪轴上安装有高准确度的圆光栅的方式,才能提供符合当前物质结构分析的要求。该文具体给出了圆光栅的准确度要求。

人际互动中沉没成本效应的年龄差异:面孔与行为可信度的作用

探讨人际互动中互动对象可信度对沉没成本效应的影响,及在不同年龄群体中的变化趋势。共设计两个实验,结果显示:(1)面孔信任度对沉没成本效应的影响存在年龄差异,即与年轻人相比,老年人与高信任面孔互动时表现出更大的沉没成本效应,(2)不同可信度信息对沉没成本效应的影响存在差异。老年人的沉没成本效应主要受面孔可信度的持续影响,而行为可信度对其影响较小。年轻人的沉没成本效应在初期主要受面孔可信度影响,但随着互动次数的增加,行为可信度逐渐起主导作用。研究揭示在人际互动中不同年龄群体对可信度信息的处理存有差异,提示在设计信息传递方式和决策支持系统中应当针对不同年龄段的个体采取差异化策略。

孕妇身体活动影响因素问卷的编制及信度效度检验

目的 :编制基于社会生态学模型的孕妇身体活动影响因素问卷,并检验该问卷的信度和效度,以期促进孕妇身体活动。方法 :以社会生态学模型为理论指导,通过文献回顾、半结构化访谈、专家函询、预调查等形成问卷初稿。分别于2022年8月—9月、10月—12月采用便利抽样法分别选取广州市某三级甲等医院产科门诊的250名和300名孕妇作为调查对象,对问卷进行探索性和验证性因子分析。结果 :孕妇身体活动影响因素问卷共包括3个维度、31个条目。2轮专家函询的积极系数为100.0%,权威系数为0.895,肯德尔和谐系数为0.117~0.496(P<0.05)。探索性因子分析的结果共提取3个公因子,累计方差贡献率为61.4%;验证性因子分析的结果显示,构建的孕妇身体活动影响因素的因子结构模型拟合良好。总问卷的Cronbach’s α系数为0.932,折半信度为0.667,重测信度为0.886,问卷条目内容效度为0.87~1.00,问卷平均内容效度为0.99。结论 :本研究编制的孕妇身体活动影响因素问卷信度、效度良好,是评估孕妇身体活动影响因素的可靠工具。

Footscan平台测压系统压力中心参数的信度研究

目的:验证Footscan平台测压系统中压力中心(COP)测量指标的可靠性,为临床与研究工作提供参考。方法:由2位治疗师使用同一台Footscan平台测压系统分别对健康受试者进行足底压力测试,其中一位治疗师1天后需要重复测量1次。用组内相关系数(ICC)计算组内信度和组间信度。结果:共计38例受试者符合并入选本研究,COP的组间信度ICC为0.782(95%CI,0.581-0.887),组内信度ICC为0.633(95%CI,0.297-0.808),结果均具有显著统计学差异(P<0.001)。结论:Footscan平台测压系统COP参数具有中等至良好的可靠性。因此,它可以作为临床研究平衡、诊断足底问题的可靠依据。

外语教学研究中问卷调查法的应用——如何进行问卷信度、效度和区分度检验

问卷调查法是中小学英语教师在教学研究中收集信息的常用手段,其质量关乎结论的可靠性,因此不仅在编制问卷时需遵循科学严谨的原则,还需借助统计学手段检验其质量。本研究依托“中学生英语阅读品格调查问卷”的试测数据,归纳了问卷结果的量化录入方法,介绍了编码手册的构成,解释了四种问卷数据类型的特点,详述了利用SPSS 23.0进行信度、效度和区分度分析的要求与操作方法。

基于可信度和智能合约的物联网分布式操作终端安全访问控制研究

在复杂的物联网环境中,分布式终端面临多种安全威胁。因此,提出基于可信度和智能合约的物联网分布式操作终端安全访问控制方法。对数据属性进行分级,并基于用户历史行为计算其可信度。利用区块链动态调整访问控制策略,确保只有高可信度的用户能访问高级敏感数据。智能合约确保了策略的高效执行。实验结果表明,所提方法的数据属性分级精度高、可信度计算精度高、安全访问控制性能好。

读后续写任务提示条件对写作表现和评分信度的影响

读后续写任务将语言理解和产出紧密结合,通过互动协同促进语言习得,具有积极的促学效果。然而,当读后续写应用于大规模考试,则需要考虑任务设计,在保障考试信效度和发挥积极促学作用之间寻求最佳平衡。本研究聚焦读后续写任务中的提示条件,采用实证研究方法考察不同提示条件如何影响学生的写作表现和评分员的评分信度。结果发现,适度的内容提示能够减轻学习者的认知负担,有助于他们创造内容,产出整体质量更高的续作;同时,适度的内容提示也能帮助评分员更一致地把握内容维度的评分尺度,保障评分信度。研究发现对读后续写命题和评分具有重要的启示意义。

健康教育效应量表的汉化及其在慢性病患者中的信度效度检验

目的 :对健康教育效应量表进行汉化和文化调适,并在慢性病患者中检验其信度和效度,为评价患者健康教育效果提供工具。方法 :获得源量表作者授权后,严格按照翻译完整性程序形成中文版健康教育效应量表。采用便利抽样法,于2022年9月—12月选取上海市某三级甲等医院的413例慢性病患者为研究对象,并进行信度和效度检验。结果 :中文版健康教育效应量表包含40个条目,8个分量表,量表水平的平均内容效度指数(S-CVI/Ave)为0.956,条目水平的内容效度指数(I-CVI)为0.880~1.000;根据源量表结构对中文版健康教育效应量表进行验证性因子分析,结果显示修正后的八因子模型拟合良好。中文版健康教育效应量表总量表的Cronbach’s α系数为0.840,各分量表的Cronbach’s α系数为0.714~0.900;总量表的组合信度为0.810,各分量表的组合信度为0.750~0.895。结论 :中文版健康教育效应量表在慢性病患者中具有良好的信度、效度,可作为我国慢性病患者健康教育效应的有效测评工具。

乳腺癌术后淋巴水肿患者自我护理问卷的编制及信度、效度检验

目的编制乳腺癌术后淋巴水肿患者自我护理问卷,并进行信度、效度检验,为临床提供一种评估工具。方法2022年7月—2023年4月以知信行理论为指导框架,通过文献研究、半结构式访谈确定问卷条目池,选择全国8个省市临床护理、护理管理、护理教育3个领域的15名专家,采用德尔菲法对该问卷进行2轮专家函询构建了问卷初稿;2023年5月—7月采用便利抽样法,分别选取湖北省和河南省7所三级甲等综合医院的444例乳腺癌术后淋巴水肿患者进行2次问卷调查,测评其信度与效度。结果两轮专家函询的积极性系数分别为93.75%和93.33%,权威程度系数分别为0.86和0.90,Kendall协调系数W分别为0.130和0.379,第1轮函询各条目的重要性均数为4.33~4.93,变异系数为0.05~0.19,满分率为53.33%~93.33%;第2轮函询各条目的重要性均数为2.86~4.93,变异系数为0.05~0.36,满分率为7.14%~92.86%。2次调查421例患者完成研究,问卷总的Cronbachα系数为0.943,折半信度为0.824;问卷总体水平的内容效度指数(scale-level content validity index,S-CVI)为0.912,问卷条目水平的内容效度指数(item-level content validity index,I-CVI)为0.857~1.000;探索性因子分析KMO值为0.919,Bartlett’s球形检验值为4671.724(P<0.001),累计方差贡献率为64.155%;验证性因子分析显示修正后模型适配良好。经信度、效度检验后形成包含知识维度9个条目、态度维度6个条目、行为维度18个条目共33个条目的正式版问卷。结论乳腺癌术后淋巴水肿患者自我护理问卷具有良好信度、效度,适用于评估我国乳腺癌术后淋巴水肿患者的自我护理水平。

My Jump 2应用程序测量大学生下肢垂直刚度的信度和效度

背景:证实My Jump 2应用程序测量下肢垂直刚度的信效度水平,可为其作为Kistler三维测力台测量下肢垂直刚度的替代方法提供可能性。目的:验证My Jump 2应用程序测量大学生下肢垂直刚度的信效度。方法:通过Kistler三维测力台和My Jump 2应用程序采集受试者的跳深数据并计算受试者的下肢垂直刚度。采用组内相关系数分析My Jump 2应用程序与Kistler三维测力台测得的数据,以验证My Jump 2应用程序的信度。将2个设备之间的偏倚值和平均值绘制成Bland-Altman图,验证2种测试方法之间的一致性。最后,使用克朗巴哈系数(α)和变异系数分析My Jump 2应用程序在30,40 cm高度的重测信度,使用皮尔逊积矩相关系数分析My Jump 2应用程序的相关性。结果与结论:①My Jump 2应用程序在测量下肢垂直刚度时具有较高的信效度;②同时由于其具有低成本、携带便捷和可用于大样本的场地测试的优势,可作为测力台的替代工具在大学生以及类似人群中对下肢垂直刚度进行测试。

草原生态补奖、收入影响与政策可信度

基于青海省河南蒙古族自治县304份牧户调研数据,采用OLS回归和分位数回归探究草原生态补奖对牧户收入水平的影响,进一步运用有序Probit回归分析牧户草原生态补奖政策可信度的影响因素。结果表明:(1)草原生态补奖能够促进牧户收入水平的提高,对不同收入水平牧户的增收效果存在差异,具体而言,草原生态补奖对低收入和中等收入牧户影响显著,对高收入牧户影响不显著。(2)草原生态补奖政策实施和收入变化对政策可信度的提高发挥了重要作用,其中,在草原生态补奖政策实施情况中,补偿标准和草原保护功能对牧户政策可信度的提高发挥着关键作用,而政策监督实施情况和信息公开情况并未发挥显著作用。综合以上,在未来政策的实施过程中,应针对不同收入牧户分类制定政策内容,加强政策实施监管力度和信息公开力度,进一步保障草原生态补奖政策能够高效稳定地长期实施和深入推进。

入睡前觉醒量表测评短暂失眠障碍患者的效度和信度

目的:评价中文版入睡前觉醒量表(PSAS)测评短暂失眠障碍(BID)患者的效度和信度。方法:选取170例BID患者和150例正常睡眠者(NS),完成PSAS、医院焦虑抑郁量表(HADS)、失眠严重程度指数(ISI)。其中,72例BID患者在3个月后接受PSAS、HADS、ISI重测。结果:BID组的PSAS分值呈现正态分布,PSAS分值与HADS、ISI分值均呈正相关(r=0.55、0.40,均P <0.01)。探索性因子分析和平行分析结果显示PSAS趋向于双因子结构(躯体觉醒和认知觉醒),方差解释值为55.84%,条目负荷为0.46~0.89。BID组的PSAS及其分量表分值均高于NS组(均P<0.001)。受试者工作特征曲线(ROC)显示PSAS的最佳划界分为32/33 (灵敏度0.72,特异度0.81)。Chronbachα和Spearman Brown分半信度分别为0.91和0.76,条目与总分的相关系数为0.41~0.85 (均P<0.01),重测信度为0.37 (P<0.01)。此外,PSAS分值变化率与ISI、HADS分值变化率均呈正相关(均P <0.05)。结论:中文版PSAS测评BID患者的睡前觉醒程度具有良好的效度和信度。

基于变可信度近似模型的BGA焊点可靠性预测与优化方法

焊点可靠性预测研究多采用有限元仿真与单一精度近似模型相结合的模式,存在仿真时间长、效率低、准确性差等问题,为此,提出了一种基于变可信度近似模型的球栅阵列(ball grid array,BGA)焊点可靠性预测与优化方法.首先,对不同网格细化方案进行收敛性验证,分别设计高/低精度样本点进行有限元仿真;其次,基于CoKriging模型融合高/低精度仿真数据进行焊点可靠性预测;最后,将预测结果与单一精度近似模型进行对比分析,并采用遗传算法优化模型获得对应结构参数.结果表明,在更少的仿真成本下,变可信度模型的预测效果更好,在同等预测精度下,变可信度模型高精度样本点数量仅为单一精度模型的1/4,相比高精度神经网络预测模型,在寻优过程中收敛更快.