唐浪[1]2004年在《学生学校适应评定量表的修订》文中提出随着全国学校心理健康教育的开展与普及，有关儿童青少年适应性的研究日益丰富。对儿童青少年学校适应状况的测量，能为深入认识学生的适应问题以及建构有效的发展性辅导体系提供有力的心理学依据。 本研究使用的是笔者翻译校订的T-CRS 2.1中文等值版本。2004年6月份的预测中调查了部分武汉市中学、小学、幼儿园学生，回收有效问卷145份；10月份正式施测，回收有效问卷170份，其中符合重测信度分析要求的量表有86份，符合效标效度分析要求的有54份，其他有效量表30份。进行T-CRS 2.1中文版本的测量学的相关分析，结果发现： (1)TCRS-2.1量表项目有很好的区分度，总体而言可以区分适应较高和较低的受试者。 (2)从量表的信度来看，总量表及其四个分量表的内部一致性系数很好，并且在4个月后的重测信度较高。 (3)适应总分与作为效标的儿童行为量表的四个维度相关十分显着。 (4)从因素分析的结果来看，本研究得出了5个维度，可以解释总变异量的69.841％，指定4个因子进行因素分析时，可以解释总变异量的66.3％。任务取向是学校适应的最重要的构成因素，而同伴交往能力则是第二重要因素。 (5)因素分析结果中的公因子与量表原来的相比，序次发生了改变并且项目与对应因素的关系也有变化。
江光荣, 应梦婷, 唐浪[2]2012年在《学生学校适应评定量表的修订》文中提出目的:修订Teacher-Child Rating Scale 2.1版(T-CRS2.1),检验中文版量表的信度和效度指标。方法:对英文版T-CRS2.1进行翻译,选取武汉市2所小学和1所初中的小学一年级至初中二年级的211名学生进行预测,通过项目分析和探索性因素分析,形成正式量表;对武汉市4所小学和2所初中的小学一年级至初中二年级的480名学生施测正式量表;正式施测后2个月抽取177名小学生进行重测。结果:T-CRS中文版共32个条目,包含任务取向、行为控制、自表能力和同辈社交能力四个维度;项目分析显示,各条目与所属维度总分间的相关在0.577-0.837之间;总量表的内部一致性系数为0.940,各维度的内部一致性系数在0.846-0.901之间;总量表的重测信度为0.843,各维度的重测信度在0.745-0.815之间;验证性因素分析验证了量表结构的有效性,各拟合指数为χ2/df=4.49,NFI=0.94,NNFI=0.95,CFI=0.96,IFI=0.96,RMSEA=0.085,达到了心理测量学的要求;以被试在儿童孤独量表(CLS)、Achenbach儿童行为量表(CBCL)家长版上的得分以及最近一次期中考试的成绩为校标,结果表明,T-CRS总分与被试的期中考试成绩以及CBCL的活动情况、社交情况和学校情况叁个维度均呈显着正相关,相关系数在0.414-0.512之间,而与被试自我报告的孤独感以及CBCL的行为问题维度呈显着负相关,相关系数分别为-0.502和-0.405。结论:T-CRS中文版具有良好的心理测量学指标,可用于我国中小学生学校适应性的测量。
江光荣, 应梦婷, 唐浪, 张汉强[3]2013年在《教师-学生评定量表中文版的修订》文中研究说明目的:以中小学生群体为样本,对教师-学生评定量表(T-CRS)2.1版进行中文版修订。方法 :首先翻译TCRS 2.1,选取211名学生进行预测,根据项目分析和探索性因素分析对项目进行修改,形成正式问卷;随后对另外480名学生施测正式问卷,并以被试在儿童孤独量表(CLS)、Achenbach儿童行为量表(CBCL)家长版上的得分以及最近一次期中考试的成绩为效标。结果:①修订后的量表内部一致性系数在0.85~0.94之间,8周后的重测信度在0.75~0.84之间;②修订后的量表具有较好的效标关联效度;③验证性因素分析验证了量表的四因素结构,包括任务取向、行为控制、自表能力和同辈社交能力。结论:教师-学生评定量表中文版(T-CRS-C)具有良好的信效度,可用于我国中小学生学校适应的测量。
蒋明卿[4]2014年在《中学生学习行为综合评定量表的编制》文中研究表明目的：(1)方法上基于经典测验理论与项目反应理论初步编制中学生学习行为综合评定量表;(2)理论上初步探讨中学生学习行为的理论结构和特征,丰富和深化学习行为研究;(3)实践中测查了解中学生学习行为的基本特征,为中学生学习行为的评价、临床诊断治疗提供测评工具。方法：(1)理论与实证相结合,采用文献分析法、访谈法、问卷法等收集项目,形成项目库;(2)根据整群随机抽样的原则在湖南省抽取1450名中学生作为研究对象,回收有效问卷1338份,问卷有效回收率为92.28%;(3)依次、循环采用题总相关、探索性因素分析及概化等级展开模型(GGUM2004)的项目分析等方法筛查项目,确定量表项目内容;(4)采用SPSS方法和验证性因素分析等测量学方法来检验量表的信度和效度：(5)基于CTT和IRT分析最终各个项目是否达到测量学的标准;(6)运用初步编制的中学生学习行为综合评定量表探讨分析不同种类中学生之间的学习行为的具体差异情况。结果：(1)量表的46个项目均符合CTT和GGUM(2004)的计量学要求,各项目得分与量表总分均相关极显着,项目和测验信息函数(81)、项目位置参数、区分度以及拟合指标均符合相关要求,各项目位置参数δ值在-1.58至-0.77之间,区分度参数α值在0.66至1.69之间;(2)量表的克朗巴赫α系数是0.934,重测信度是0.838,前后分半信度是0.874,叁者均符合测量学的标准,量表的内容效度和效标关联效度都很好,基于AMOS4.0的验证性因素分析等表明该测验具有良好的结构效度;(3)量表能有效检测中学生学习行为的状况,对不同人口统计学变量具有很好的区分和鉴别作用,中学生学习行为在不同性别、年级、地区、父母文化程度和是否独生子女之间存在一定差异。结论：(1)编制的“中学生学习行为综合评定量表”各指标均符合计量学标准,具有较高的信度和效度,是准确有效的测量工具;(2)中学生学习行为综合评定量表由9个维度共46个项目构成;(3)量表对不同人口统计学变量具有很好的区分鉴别作用,中学生的学习行为存在性别、年级、区域、是否独生子女、不同父母文化程度上的类别差异。(4)IRT和CTT可以结合使用通过筛查项目来编制问卷。
师晓宁[5]2004年在《军校医学生的日常困扰评定及心理应激因素分析研究》文中研究说明目的 评定军校医学生群体的心理应激程度和常见日常困扰情境，探讨日常困扰、应付方式、自尊、特质焦虑、抑郁等心理应激各变量之间的因果关系。方法 自行研制军校医学生日常困扰评定量表(daily hassles rating scale in military medical students，DHRS-MMS)，同时采用“流调”抑郁量表、特质焦虑问卷、应付方式问卷和自尊量表等通用心理评估工具，对军校医学生实施团体测试。以SPSS10.0统计软件处理测试数据。结果与结论：(1) 形成的DHRS-MMS由43个项目构成，可归纳为适应、丧失、经济、交往、学业和职业因子等6个方面，具有良好信度和效度，可作为初步了解军校医学生群体的心理应激程度和甄别其日常困扰情境的量化工具。(2) 建立的DHRS-MMS区域性均数常模和临界分可作为初步筛选心理干预对象的参考指标之一。(3) 军校医学生群体的主要日常困扰情境是适应因子和学业因子。不同年级、性别、生源、培养类型及是否独生子女之间，影响其心理应激的日常困扰情境存在差异。(4) 心理应激的各变量中，日常困扰既可直接引起应激性情绪反应(抑郁)，也可通过不成熟型应付方式而导致个体发生抑郁。个体成熟与不成熟型应付方式的选择又受到其自尊和特质焦虑人格的直接影响。
汪际[6]2011年在《创伤后成长评定量表及其意外创伤者常模的研制》文中认为本研究源于上海市教育委员会科研创新项目基金重点课题(灾难事件伤者院内救治阶段心理护理模式的研究,09ZS84)。目的:以当今相关领域的新理论为引导,借鉴先进的工具性成果,开展意外创伤者创伤后成长的量化研究,汉化并修订Tedeschi和Calhoun创伤后成长评定量表(PTGI)[1],并以此建立区域性常模。本研究旨在关注、引导意外创伤者应对创伤事件的积极体验,辅佐临床医护人员以新的视角帮助伤者达成其较完好身心状态,进而为其家庭、社会减负。本研究成果可作为判断意外创伤者创伤后成长水平的评价指标、预测其心理创伤预后的工具,亦可作为评价干预效果的工具。方法:通过翻译回译原量表及预调查,形成简体中文版创伤后成长评定量表(Chinese-Posttraumatic Growth Inventory,C-PTGI);再以此研究工具对上海市10家医院600多名意外创伤者实施创伤后成长测评,应用SPSS17.0统计软件进行数据分析,进一步验证量表的信效度,并分析影响伤者创伤后成长水平的主要影响因素,设定此类伤者创伤后成长水平的划界值,以建立区域性理想常模。结果:①汉化并修订了创伤后成长评定量表,修订后的创伤后成长评定量表(C-PTGI)为5个维度20个条目组成,总量表内部一致性系数(同质性信度)Cronbach’s alpha系数0.874,各维度Cronbach’s alpha系数介于0.611～0.796之间,具有良好的信度和效度。②意外创伤者的创伤后成长水平在其年龄、婚姻状态、文化程度和受伤原因上有显着性差异,提示以上变量可能影响意外创伤者的创伤后成长水平。③根据标准化样组初步建立上海地区意外创伤者(工伤、车祸等)创伤后成长常模,并制定了创伤后成长水平的划界值,以期为临床提供测评意外创伤者创伤后成长水平的工具。结论:①C-PTGI测评可引导意外创伤者的积极心理体验、有助意外创伤者身心康复。②护士增强对创伤后成长的理解,针对伤者年龄、婚姻状态、文化程度和受伤原因等个体差异实施临床心理干预,可增进伤者的创伤后成长。
李欢[7]2015年在《儿童自我控制评定量表的编制》文中研究说明目的:编制儿童自我控制评定量表,对量表的各个项目的进行筛选,并运用经典测量理论科学的对量表信度和效度进行检验,为3-6年级小学生的自我控制能力水平的测评和相关研究工作提供测评工具,同时初步探讨3-6年级小学生自我控制的理论结构。方法:通过理论探讨和调查分析的方法对量表进行构建。儿童自我控制能力的初阶结构模型和量表内容的确定是在查阅相关文献并吸取前人的研究成果上,并且采用个别访谈和开放式问卷调查的基础上完成的。通过第一稿和第二稿两次的项目筛选和项目分析,逐步确定了量表结构,形成正式用量表。以班级为单位在湖南长沙地区抽取3所小学345例有效样本进行项目分析,其中叁年级117人,四年级71人,五年级103人,六年级45人;男生182人,女生163人。另抽取重测信度有效样本分别为85、114、96例。结果:1.儿童自我控制评定量由自评、教师评、家长评叁个版本组成,分别由13、10、8个项目构成,分为坚持行为、自制行为、自觉行为3个维度。2.项目分析:自评、教师评和家长评叁版本的项目CR值分别为为2.98-12.35、8.27-19.55和9.06-14.74;题总相关分别为0.36-0.67、0.71-0.87和0.52-0.62;共同度分别为0.33-0.67、0.64-0.85和0.34-0.67;因素负荷量分别为0.42-0.77、0.64-0.98和0.49-0.82。3.信度分析:叁版本的内部一致性系数和分半信度系数分别为0.724、0.929、0.724和0.679、0.906、0.626,重测信度分别为0.51、0.45、0.42。4.效度分析:验证性因素分析RMSEA都小于0.08,NFI、CFI、TLI都大于0.90;叁版本效标关联效度分别为0.10、0.27和0.46。结论:1.儿童自我控制能力评定量表的心理学测量指标优良。2.叁版本具有良好的信度。3.叁版本具有一定的效度。4.儿童自我控制在性别、年级上存在一定差异。
许明[8]2004年在《大学生心理应激事件评定量表编制及相关分析研究》文中指出本研究以上海市大学生为研究对象，进行大学生心理应激事件评定量表的编制、标准化及调查研究相关工作。量表包括60个应激事件项目，这些项分别来自国外的SRRS大学生变式、琐事量表，以及上海师大一些教师的评定和对部分学生进行的开放式问卷调查。研究中对该量表进行了信、效度检验工作，并制定了大学生应激事件刺激量常模。结果表明，该量表具有较好的信度、内部一致性α系数为0.86，重测信度为0.90。在进行效度检验中以Delongis编制的困扰症状量表、SCL--90、状态焦虑量表、青少年生活事件量表作为效标，结果表明该量表具有较好的效度，与上述叁个量表的相关系数依次为0.59、0.63、0.51、0.70。调查结果表明，不同性质的生活应激与困扰症状均有显着的正相关，其中坏事相关最高，好事相关最低。将生活应激划分为重大事件与琐事两类，发现琐事与困扰症状的相关稍高于重大事件，但两相关未达到显着差异。
蒋骊[9]2004年在《上海市辅读学校学生家长的心理健康及其相关因素的研究》文中认为儿童的发展在很大程度上是由社会环境决定的。家长的心理健康作为弱智儿童家庭环境的重要方面，具有一定的研究价值。本研究的目的是探讨弱智儿童家长心理健康的差异以及相关因素。研究对象是上海市200名辅读学校学生的家长。本研究的研究工具采用心理测量量表，全部测验由症状自评量表(SCL-90)、子女教育心理控制源量表、残疾儿童父母心理压力问卷、YG性格测验、Achenbach儿童行为量表、应付方式问卷和生活质量综合评定问卷7个量表组成。研究结果发现： 1．弱智儿童的家长的心理症状与普通儿童家长相比没有显着性差异，只是在平均值上比普通儿童家长的略高。弱智儿童家长的子女教育心理控制源与普通儿童家长相比有显着性差异。弱智儿童家长在子女对父母生活的控制和父母对命运／机遇的信念因素上，外控性明显比普通儿童家长高。说明由于儿童的缺陷，家长教育子女的积极性受到影响。弱智儿童家长的心理健康处于亚健康状态。 2．弱智儿童的父、母亲虽然在心理健康症状、心理压力以及子女教育心理控制源的个别因素平均值上有高低的差别，但就总体来说，两者之间并没有明显的差异。以子女就读年级为维度将家长分组比较，在心理健康症状和子女教育心理控制源上几乎没有差异，但在家长心理压力的个别方面还是存在差异。 3．弱智儿童家长心理健康各指标(性格、心理症状、心理压力和教育子女心理控资源)间有密切的关系，但各指标中的因素有其各自的作用对象。弱智儿童家长的情绪比较低落，社会适应往往较差，性格偏于内向，而这些性格特质对家长心理健康造成了影响。 4．弱智儿童的行为表现和家长的心理健康之间有密切的关系。一方面弱智儿童的行为问题为家长的心理健康和心理压力带来了不利的影响；另一方面，弱智儿童家长教育子女的积极性制约着弱智儿童的发展，使儿童产生行为问题。在对应激事件的应付方式上，弱智儿童家长偏向于采用消极的方式来处理。这种不成熟的应付方式也极大地影响着他们的心理健康。弱智儿童家长的生活质量直接影响着他们的心理健康水平和心理压力。 5．可以通过主观和客观的途径，缓解家长的心理压力，创设良好的支持网络、保障体系和社会环境等方法来促进弱智儿童家长的心理健康发展。
王树明[10]2017年在《中学生体育锻炼积极心理效益评定量表的常模制订》文中指出目的:制订《中学生体育锻炼积极心理效益评定量表》的全国常模,并对其各测量指标进行检验。方法:以全国13852名初高中学生为被试进行量表的测验。结果:⑴量表的测量数据服从正态分布,直方图呈负偏态,分数的分布偏向于高分端;⑵体育锻炼积极心理效益初中生明显高于高中生,表现出显着的阶段性特点;⑶量表的难度系数处于中等水平,区分度显着,具有非常优良的鉴别力;⑷根据测试结果建立了量表的全国百分等级常模和总体诊断标准,并在此基础上制定了基于性别和年级的分类常模和诊断标准。结论;《中学生体育锻炼积极心理效益评定量表》可以用于我国中学生体育锻炼后的积极心理效益诊断与评价。
参考文献：
[1]. 学生学校适应评定量表的修订[D]. 唐浪. 华中师范大学. 2004
[2]. 学生学校适应评定量表的修订[C]. 江光荣, 应梦婷, 唐浪. 第十五届全国心理学学术会议论文摘要集. 2012
[3]. 教师-学生评定量表中文版的修订[J]. 江光荣, 应梦婷, 唐浪, 张汉强. 中国临床心理学杂志. 2013
[4]. 中学生学习行为综合评定量表的编制[D]. 蒋明卿. 湖南师范大学. 2014
[5]. 军校医学生的日常困扰评定及心理应激因素分析研究[D]. 师晓宁. 第二军医大学. 2004
[6]. 创伤后成长评定量表及其意外创伤者常模的研制[D]. 汪际. 第二军医大学. 2011
[7]. 儿童自我控制评定量表的编制[D]. 李欢. 湖南师范大学. 2015
[8]. 大学生心理应激事件评定量表编制及相关分析研究[D]. 许明. 上海师范大学. 2004
[9]. 上海市辅读学校学生家长的心理健康及其相关因素的研究[D]. 蒋骊. 华东师范大学. 2004
[10]. 中学生体育锻炼积极心理效益评定量表的常模制订[J]. 王树明. 天津体育学院学报. 2017
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