导读:本文包含了地区常模论文开题报告文献综述及选题提纲参考文献，主要关键词:高职学生,社会适应能力,因素分析,常模
地区常模论文文献综述
尚亚飞[1]（2019）在《高职生社会适应能力量表的编制及珠叁角地区常模的制定》一文中研究指出在文献综述、问卷调查、专家咨询的基础上,经过项目分析、探索性因素分析、验证性因素分析,形成6因子43道题的高职院校大学生社会适应能力量表,使用该量表对珠叁角地区8所高职院校的8 277名大学生进行调查,编制珠叁角地区常模,并对珠叁角某高职院校大学生进行初步应用,效果良好,该量表和常模可以作为评价珠叁角地区高职院校大学生社会适应能力的参考标准。(本文来源于《中国职业技术教育》期刊2019年10期）
杨进,刘小红[2]（2016）在《贝利婴幼儿发展量表北京农村地区常模的制订》一文中研究指出目的调查北京农村地区婴幼儿智力运动发育水平,建立北京农村贝利婴幼儿发展量表的常模。方法根据经济状况,在北京地区10个远郊区县采取分层随机整群抽样的方法选取了356名健康婴幼儿。对每个婴幼儿进行贝利婴幼儿发展量表的测试,并填写人口社会学资料调查问卷表。将北京农村婴幼儿智力运动发育水平与中国城市婴幼儿智力运动发育水平进行比较,并对修订后量表进行相关性分析,以检验信度与效度。结果北京农村29个年龄组婴幼儿智力、运动粗分与中国城市相应年龄组比较,智力粗分除3、4、8、16、17、19、21月龄7个年龄组外,其余22个年龄组比较差异均无统计学意义(t值介于0.011~4.710,均P>0.05);运动粗分除2、3、4、8、9、12、15、17月龄8个年龄组外,其余21个年龄组比较差异均无统计学意义(t值介于0.007~1.750,均P>0.05)。根据条目通过率,智力量表163个条目中有10个(6.13%)条目的次序后移,运动量表81个条目中有4个(4.94%)条目的次序后移。修订后量表的分半相关系数,智力量表为0.76~0.96,运动量表为0.65~0.92,均P<0.01。测试者间信度测试,智力量表的相关系数为0.94,运动量表的相关系数为0.96,均P<0.01。重测信度的相关系数,智力量表为0.88和0.79,运动量表为0.92和0.86,均P<0.01。以盖塞尔发育量表为效标,修订后量表与它的相关系数为0.65,P<0.01,呈中度相关。结论修订后的量表有较好的信度与效度,北京农村版贝利婴幼儿发展量表适合在北京农村2~30月龄的婴幼儿中应用。(本文来源于《中国妇幼健康研究》期刊2016年09期）
张丽丽,金春华,李瑞莉,李娜,张悦[3]（2015）在《《中国儿童发育量表》北京地区常模(0～4岁部分)修订与信度分析》一文中研究指出目的对北京地区修订的《中国儿童发育量表》(0~4岁部分)进行信度分析。方法使用SPSS 20.0统计软件从评分者信度、同质性信度、分半信度和重测信度4方面对量表进行信度分析。结果 1)评分者信度:量表总发育商及五个能区的肯德尔和谐系数均在0.9以上;2)同质性信度:1总量表的Cronbach'sα系数为0.850~0.954,2分量表即五个能区的Cronbach'sα系数分别为大运动0.534~0.918、精细动作0.485~0.867、适应能力0.545~0.892、语言0.507~0.843和社会行为0.441~0.856;3)分半信度:1总量表的分半一致性相关系数为0.890~0.968,2分量表即五个能区的分半一致性相关系数分别为大运动0.686~0.982、精细动作0.496~0.950、适应能力0.567~0.915、语言0.562~0.901和社会行为0.528~0.921;4)重测信度:总发育商及五个能区的重测相关系数分别为0.971、0.902、0.903、0.900、0.939和0.955。结论北京地区修订的《中国儿童发育量表》一致性高和稳定性好,符合诊断量表的信度要求。(本文来源于《中国儿童保健杂志》期刊2015年06期）
吴至凤,张雨平,赵聪敏,肖璨,王瀞萩[4]（2014）在《中文版儿童生活功能评估量表重庆地区常模的建立及应用》一文中研究指出目的建立重庆地区中文版儿童生活功能量表(PEDI)的常模。方法引进英文版PEDI量表,将量表翻译成中文并经回译校正。在重庆地区按年龄分层抽取1 140名普通儿童,用中文版PEDI量表进行测评,将所得数据进行统计处理。结果 1 140份问卷中1 075份为有效问卷,有效应答率为94.3%。测评结果表明不同年龄段儿童的PEDI量表粗分及刻度分随着年龄的增长而增长,而标准分随年龄增长无太大变化,其中部分年龄阶段儿童自理能力和社会技能项目的粗分、刻度分及标准分均低于美国原版量表参考值(P<0.05);而移动能力项目的粗分、刻度分及标准分与美国原版量表参考值相比差异均无统计学意义(P>0.05)。结论成功建立了重庆地区PEDI常模,可用于评估儿童的生活功能,并作为判断残障儿童生活功能损伤程度,生活功能康复训练效果及制定阶段性康复计划的标准。(本文来源于《中国当代儿科杂志》期刊2014年06期）
吴至凤,张雨平,赵聪敏,肖璨,王静萩[5]（2014）在《中文版儿童生活功能评估量表重庆地区常模的建立及应用》一文中研究指出【目的】建立重庆地区中文版儿童生活功能量表(PEDI)的常模。【方法】采用量表引进程序,将英文版PEDI量表翻译成中文。在重庆地区按年龄分层抽取1140名正常儿童,用中文版PEDI量表进行测评,所得数据采用相关性分析等统计方法进行处理。【结果】1140份问卷中1075份为有效问卷,应答率达94.3%。本研究根据年龄制定粗分、标准分及刻度分的常模数据,表明孩子的PEDI量表粗分及刻度分均值x随着年龄的增长而增长,分数越高能力越好,并计算出每个年龄组中大概95%的正常儿童的参考值范围。【结论】成功建立了重庆地区正常儿童的生活功能量表(PEDI)的常模,可用于检测残障儿童的生活功能的损伤情况,可用于判断康复疗效及制定阶段性康复计划。(本文来源于《第六届全国儿童康复、第十叁届全国小儿脑瘫康复学术会议暨国际学术交流会议论文汇编》期刊2014-04-10）
段发森[6]（2010）在《青年学生职业成熟度量表的编制及上海地区常模的建立》一文中研究指出本研究通过采用文献综述、问卷调查、心理测量、统计分析、专家效度分析、心理实验等方法,研制了目前国内测量面最广的职业成熟度量表,制定了大陆首个职业成熟度常模;同时探讨了上海市青年学生的职业成熟度发展特点,并对其学历、性别、年级等差异进行了分析;最后从建构水平理论出发,探索了影响青年学生职业预期的心理距离因素。本研究的被试为上海市十余所学校的2157名在校学生,其中问卷调查的被试有2053人,来自上海市多所高中、中职和高等院校,实验部分的被试为104名在校大学生,数据处理采用SPSS13.0及LISREL8.80软件,主要研究结论如下:(一)自行研制的《青年学生职业成熟度量表》包含两个分量表,即态度分量表和能力分量表,两个分量表各包含6个维度,前者包括:独立性、投入性、自信心、取向性、妥协性和确定性;后者包括:自我评价能力、职业了解能力、目标选择能力、职业规划能力、问题解决能力和信息搜集能力。(二)上海青年学生职业成熟度常模有效可靠,可以作为个体的参照标准和后续研究的参考资料。(叁)上海青年学生职业成熟度整体偏低,除自信心、妥协性和自我评价能力等方面勉强达到成熟水平以外,其它各方面均不够成熟。(四)上海青年学生的职业成熟度在学历、学习成绩、专业满意度、家庭经济收入以及职业实践经验等方面显示出差异;而在性别、年级等方面则有部分维度显示出差异,如独立性、自信心、取向性等。(五)基于建构水平理论设计的实验揭示了影响青年学生职业预期的心理距离因素,即时间距离、社会距离和空间距离。(本文来源于《上海师范大学》期刊2010-03-01）
杨莹[7]（2009）在《大学生气质调查表的修订及大连地区常模的建立》一文中研究指出气质是一个古老的概念,古今中外,对于气质的研究由来已久。气质对于个人工作、学习和生活的影响,对个人发展和成长以及个性、道德品质的形成都具有重要意义。对于大学生来说,正确认识自己的气质特点,掌握和控制好自己的气质,是培养其自身良好个性的重要条件。对于教师来说,了解学生的气质特点,有助于其采取不同的教育方式和方法,达到因材施教的目的。我国气质的研究相对滞后,特别是在成人气质的研究和测量工具上,仍显薄弱,需要进一步的借鉴和发展,尤其是多吸取一些比较有影响力的理论、研究方法和测量工具。本研究以探讨大学生气质发展状况,建立大连地区大学生气质常模为目的,以Strelau和Zawadzki建构的关于外部行为特质——气质调查表(FCB-TI)的381个项目丛为基础,初步修订了大学生外部行为特征——气质调查表。通过分层抽样的方法,对大连地区综合类、理工类、医学类、师范类9所高校共3238名大学生进行了正式测量。采用探索性因素分析、验证性因素分析等方法,对该量表的项目和理论模型进行了修订,探索了大学生气质调查表的构成要素,最终形成了大学生气质调查表。在此基础上,探讨了大学生气质的发展特点,并用3238名被试的测量结果,建立了大连地区大学生气质地区常模。本研究结论如下:1.大学生外部行为特征——气质调查表包括敏捷性、持续性、感觉敏感性、情绪反应性、耐受性、活动性6个维度。2.大学生外部行为特征——气质调查表具有良好的信度和效度。3.不同性别的大学生在感觉敏感性上差异极其显着,女生高于男生;在情绪反应性上差异极其显着,女生高于男生;在耐受性上差异显着,男生高于女生。在敏捷性、持续性性和活动性上差异不显着。4.不同年级的大学生在敏捷性、感觉敏感性、情绪反应性和活动性上差异显着;在持续性和耐受性上差异不显着。5.不同专业的大学生在气质各个维度上差异都极其显着。6.本研究初步建立了大连地区大学生气质的性别、年级和专业常模。(本文来源于《辽宁师范大学》期刊2009-05-01）
张娓[8]（2008）在《青少年学科学业自我量表的修订及西南地区常模编制》一文中研究指出自1976年Shavelson将一般自我概念划分为学业自我概念(academic self-concept)和非学业自我概念(nonacademic self-concept)以来,有关学业自我的研究便逐渐成为西方教育心理学研究领域的热点问题。从学校教育的实际来看,学业总是由具体学科的学习所构成。许多青少年对自己不同学科的学习有着不同甚至截然相反的认识,他们或者把自己看作是学习文科的材料,或者认为自己根本不适合学理科。因此,在具体学科情境中,个体所形成的对自己在不同学科发展方面的能力、成就、情感体验以及行为的比较稳定的认知、体验和评价就构成了学科学业自我。从本质上看,学科学业自我是从学科内容角度来考察青少年学业自我的发展及其与学科学业成绩的关系。但是,到目前为止,关于学科学业自我的结构、测量工具大多包含在一般学业自我之中,专门的学科学业自我的研究非常薄弱,这并不适合我国学校教育教学基于具体学科构成的实际。因此,探讨青少年学科学业自我的发展特点、规律和水平,对于揭示青少年学业自我的发展,促进学科教学改革具有重要的理论价值和实践意义。本研究在借鉴国内外已有研究成果的基础上,综合运用文献分析、访谈、问卷调查、因素分析、方差分析等研究方法和统计技术对青少年学科学业自我进行了系统研究。其研究内容主要包括:(1)修订了青少年一般学科学业自我量表和具体学科学业自我量表(郭成,2006);(2)以修订量表为工具,进一步探讨了青少年学科学业自我的发展特点和水平;(3)编制了西南地区青少年学科学业自我发展水平的性别和年级常模。通过本研究,得出以下结论:1.青少年学科学业自我具有一般学科学业自我和具体学科学业自我两个稳定的结构维度。其中,一般学科学业自我包含文科、理科和艺术学业自我3个稳定的维度;具体学科学业自我由12个学科学业自我一阶因子,文科、理科和艺术学业自我叁个二阶因子组成。2.青少年一般学科学业自我问卷和具体学科学业自我问卷均具有较好的信效度。3.青少年一般学科学业自我总体处于中等发展水平,其中,文科学业自我发展水平最高,理科学业自我的发展其次,艺术学业自我的发展相对较低;具体学科学业自我处于中等发展水平,有些具体科目发展水平则偏低。4.青少年一般学科学业自我发展总体上不存在显着的性别差异,但在文科、理科和艺术学业自我上存在显着的性别差异,其中,男生在理科学业自我方面显着优于女生;女生在文科和艺术学业自我方面显着优于男生;在具体科目学科学业自我总分上性别差异显着,表现为男生显着优于女生。5.青少年一般学科学业自我存在显着的年级差异,其发展趋势是随年级增长逐渐下降,表现为初一＞初二、初叁＞高一＞高二、高叁。6.青少年学科学业自我在学校类型和学科类型上有显着差异。7.本研究初步建立了西南地区的青少年学科学业自我的性别和年级常模。(本文来源于《西南大学》期刊2008-05-01）
崔光成,赵阿勐[9]（2008）在《康奈尔健康调查表齐齐哈尔地区常模的建立》一文中研究指出目的建立齐齐哈尔地区的康奈尔健康调查表常模,为研究城市群体的心理健康提供参考依据。方法对齐齐哈尔地区2500名14岁以上成人进行CMI的心理测量。结果1CMI的重测相关系数为0.85(P<0.001);分半相关系数为0.87(P<0.001),表明CMI在齐齐哈尔市人群中有较好的信度。2各项目与总分的相关系数在0.57~0.84之间;各分量表应用的相关系数在0.14~0.52之间,表明该量表的内容效度和结构效度都较好。3建立了齐齐哈尔市CMI的地区常模。结论建立了齐齐哈尔地区的CMI的性别常模。(本文来源于《中国健康心理学杂志》期刊2008年02期）
张文蔚[10]（2007）在《精神创伤影响评定问卷》一文中研究指出目的：本课题旨在精神创伤影响评定问卷(PTIQ)前期编制工作的基础上，进一步建立广东省地区15岁以上正常人群PTIQ常模。方法：抽取小样本同质受试预试，估计所需最小的常模样本含量；根据广东省第五次人口普查的资料，采用分层抽样方法，共取样658名。其中，女性339名，男性319名；年龄15～89岁，平均38.16±17.18岁；同时选择应激性障碍患者80名，其中女性42名，男性38名，年龄18～67岁，平均42.76±11.98岁。采用评定者间的组内相关系数和重测信度检验量表的信度；效度检验主要包括内容效度、效标效度和实证效度。按照广东省地区人群的性别、城乡、年龄和文化程度，采用原始分数、百分位数、线性Z分数、线性T分数、常态化Z分数和常态化T分数，分别建立PTIQ常模。结果：(1)评定者间信度分析显示，所有的因子分和量表总分之间的相关系数都在0.9以上，相关均具有显着性(P＜0.001)；量表各因子的重测信度系数在0.886～0.976之间，量表总分的重测相关系数为0.942，均呈高度显着正相关(P＜0.001)。(2)量表各因子得分和量表总分的相关系数为0.513～0.708，均呈显着正相关(P＜0.01)。(3)PTIQ各因子及总分与事件影响量表-修订版(IES-R)各因子及总分的相关研究显示，相关系数在0.092～0.493之间，其中PTIQ总分与IES-R总分及闯入、回避、警觉因子的相关系数分别为0.463，0.444、0.364、0.401，均为显着正相关。PTIQ警觉与焦虑因子与IES-R警觉因子的相关系数为0.279，闯入性体验因子与IES-R闯入因子相关系数为0.447，防御性逃避与IES-R的回避因子的相关系数为0.165，均呈显着正相关(P＜0.01)。(4)正常人群与应激性障碍患者比较结果显示，应激组在各因子上的得分和总量表分均明显高于正常人群，差异均具有高度显着性(P＜0.001)。(5)性别差异研究结果显示，女性在睡眠因子和总量表的得分上，明显高于男性，差异具有显着性(P＜0.01)。(6)年龄、文化和城乡差异比较无显着性。(7)建立了广东省城乡、不同性别、不同年龄和文化水平的地区常模，常模形式有原始分数、百分位数、线性Z分数、线性T分数、常态化Z分数和常态化T分数。结论：(1)信度分析表明，该量表的评定者间信度和重测信度较好，符合心理测量学的要求；(2)该量表具有较好的效标效度；(3)通过正常人群与应激人群得分比较发现，本量表具有较高的实证效度。；(4)本研究接受测试的658名广东省正常人群，具有满意的地区人口学特征和较高的代表性，初步建立了PTIQ(他评版)的广东省地区正常人群的性别、城乡、年龄和文化程度常模。(本文来源于《汕头大学》期刊2007-06-01）
地区常模论文开题报告
（1）论文研究背景及目的
此处内容要求：
首先简单简介论文所研究问题的基本概念和背景，再而简单明了地指出论文所要研究解决的具体问题，并提出你的论文准备的观点或解决方法。
写法范例：
目的调查北京农村地区婴幼儿智力运动发育水平,建立北京农村贝利婴幼儿发展量表的常模。方法根据经济状况,在北京地区10个远郊区县采取分层随机整群抽样的方法选取了356名健康婴幼儿。对每个婴幼儿进行贝利婴幼儿发展量表的测试,并填写人口社会学资料调查问卷表。将北京农村婴幼儿智力运动发育水平与中国城市婴幼儿智力运动发育水平进行比较,并对修订后量表进行相关性分析,以检验信度与效度。结果北京农村29个年龄组婴幼儿智力、运动粗分与中国城市相应年龄组比较,智力粗分除3、4、8、16、17、19、21月龄7个年龄组外,其余22个年龄组比较差异均无统计学意义(t值介于0.011~4.710,均P>0.05);运动粗分除2、3、4、8、9、12、15、17月龄8个年龄组外,其余21个年龄组比较差异均无统计学意义(t值介于0.007~1.750,均P>0.05)。根据条目通过率,智力量表163个条目中有10个(6.13%)条目的次序后移,运动量表81个条目中有4个(4.94%)条目的次序后移。修订后量表的分半相关系数,智力量表为0.76~0.96,运动量表为0.65~0.92,均P<0.01。测试者间信度测试,智力量表的相关系数为0.94,运动量表的相关系数为0.96,均P<0.01。重测信度的相关系数,智力量表为0.88和0.79,运动量表为0.92和0.86,均P<0.01。以盖塞尔发育量表为效标,修订后量表与它的相关系数为0.65,P<0.01,呈中度相关。结论修订后的量表有较好的信度与效度,北京农村版贝利婴幼儿发展量表适合在北京农村2~30月龄的婴幼儿中应用。
（2）本文研究方法
调查法：该方法是有目的、有系统的搜集有关研究对象的具体信息。
观察法：用自己的感官和辅助工具直接观察研究对象从而得到有关信息。
实验法：通过主支变革、控制研究对象来发现与确认事物间的因果关系。
文献研究法：通过调查文献来获得资料，从而全面的、正确的了解掌握研究方法。
实证研究法：依据现有的科学理论和实践的需要提出设计。
定性分析法：对研究对象进行“质”的方面的研究，这个方法需要计算的数据较少。
定量分析法：通过具体的数字，使人们对研究对象的认识进一步精确化。
跨学科研究法：运用多学科的理论、方法和成果从整体上对某一课题进行研究。
功能分析法：这是社会科学用来分析社会现象的一种方法，从某一功能出发研究多个方面的影响。
模拟法：通过创设一个与原型相似的模型来间接研究原型某种特性的一种形容方法。
地区常模论文参考文献
[1].尚亚飞.高职生社会适应能力量表的编制及珠叁角地区常模的制定[J].中国职业技术教育.2019
[2].杨进,刘小红.贝利婴幼儿发展量表北京农村地区常模的制订[J].中国妇幼健康研究.2016
[3].张丽丽,金春华,李瑞莉,李娜,张悦.《中国儿童发育量表》北京地区常模(0～4岁部分)修订与信度分析[J].中国儿童保健杂志.2015
[4].吴至凤,张雨平,赵聪敏,肖璨,王瀞萩.中文版儿童生活功能评估量表重庆地区常模的建立及应用[J].中国当代儿科杂志.2014
[5].吴至凤,张雨平,赵聪敏,肖璨,王静萩.中文版儿童生活功能评估量表重庆地区常模的建立及应用[C].第六届全国儿童康复、第十叁届全国小儿脑瘫康复学术会议暨国际学术交流会议论文汇编.2014
[6].段发森.青年学生职业成熟度量表的编制及上海地区常模的建立[D].上海师范大学.2010
[7].杨莹.大学生气质调查表的修订及大连地区常模的建立[D].辽宁师范大学.2009
[8].张娓.青少年学科学业自我量表的修订及西南地区常模编制[D].西南大学.2008
[9].崔光成,赵阿勐.康奈尔健康调查表齐齐哈尔地区常模的建立[J].中国健康心理学杂志.2008
[10].张文蔚.精神创伤影响评定问卷[D].汕头大学.2007