导读:本文包含了量表中文版论文开题报告文献综述及选题提纲参考文献，主要关键词:电子健康素养量表,老年人,信效度
量表中文版论文文献综述
周寒寒,王静,李岩[1]（2019）在《中文版电子健康素养量表在我国社区老年人群中的信效度初步分析》一文中研究指出目的分析中文版电子健康素养量表(e-Health Literacy Scale, e-HEALS)在我国社区老年人群中应用的信效度。方法 2017年6月至9月,利用中文版e-HEALS、网络健康信息搜寻行为问卷对江苏省3个市的228例社区老年人进行结构式访谈。结果中文版e-HEALS的Cronbach’sα为0.986,折半信度因子为0.953;探索性因子分析显示中文版e-HEALS为单一因子结构,其可以解释e-HEALS变异的93.095%;验证性因子分析显示中文版e-HEALS在修正后拟合尚可;中文版e-HEALS得分与网络健康信息搜寻行为问卷得分相关系数为0.639(P=0.000)。结论中文版e-HEALS在我国社区老年人群应用中表现出较好的信度和效标关联效度,其维度划分倾向于单维结构,而叁因子及二阶模型的结构效度并未得到支持。(本文来源于《医药高职教育与现代护理》期刊2019年06期）
杨兵,郭蕾蕾[2]（2019）在《中文版De Jong Gierveld孤独量表的信效度研究》一文中研究指出背景目前我国老年人口数逐年增多,孤独感已成为老年人常见的心理问题,早期筛查老年人孤独感,有助于提高其心理健康水平和生活质量。目前UCLA孤独自评量表应用广泛,但其条目多,耗时长。De Jong Gierveld孤独量表(DJGLS)专门针对老年人设计且条目少,省时省力。目的探讨中文版DJGLS在中国农村老年人中的信效度。方法 2018年3—6月,采用便利抽样法,在辽宁省鞍山市选取红旗村、上栗园村、下栗园村、岔沟村、李房村、黄家村的老年人515例为调查对象。采用Brislin双人翻译-回译法对DJGLS进行汉化,形成中文版DJGLS。采用一般人口学特征问卷、中文版DJGLS对调查对象进行调查,共发放问卷515份,回收有效问卷500份,有效回收率为97.1%。采用便利抽样法从500例调查对象中选取50例,间隔2周后采用中文版DJGLS对其进行再次调查。分析中文版DJGLS的信效度。结果中文版DJGLS的Cronbach'sα系数为0.820,社交孤独、情感孤独维度的Cronbach'sα系数为0.792、0.737;中文版DJGLS的Guttman分半信度为0.806;中文版DJGLS的重测信度为0.889。中文版DJGLS的量表水平的内容效度指数(S-CVI/UA)为0.909,条目水平的内容效度指数(I-CVI)为0.833～1.000,平均量表水平的内容效度指数(S-CVI/Ave)为0.985。将调查对象中文版DJGLS总分从高到低排序,分别以正向和反向总例数的第27%例调查对象的中文版DJGLS总分为临界值(分别为7分和3分),将调查对象分为高分组(155例)和低分组(191例)。高分组中文版DJGLS各条目得分均高于低分组(P<0.05)。中文版DJGLS各条目得分与其总分的r值为0.439～0.746(P<0.05),社交孤独、情感孤独维度得分与其总分的r值分别为0.913、0.772(P值均<0.05)。在探索性因子分析中,采用主成分分析,经方差最大旋转法后得到2个特征值>1.000的公因子,累积方差贡献率为50.87%,各条目因子载荷为0.405～0.832。验证性因子分析结果显示,χ~2/df=2.479,适配度指数(GFI)=0.966,调整后适配度指数(AGFI)=0.945,增值适配度指数(IFI)=0.967,非规准适配指数(TLI)=0.956,比较适配指数(CFI)=0.967,简约适配度指数(PGFI)=0.600,渐进残差均方和平方根(RMSEA)=0.054,残差均方和平方根(RMR)=0.011,理论模型值为281.993,独立模型值为1 976.182,饱和模型值为476.164。修正后标准化结构方程模型标准化回归系数取值范围为0.24～0.89。结论中文版DJGLS信效度良好,可用于我国农村老年人孤独感的调查。(本文来源于《中国全科医学》期刊2019年33期）
何松霖[3]（2019）在《儿童龋病相关生活质量量表中文版的信效度研究》一文中研究指出目的对儿童龋病相关生活质量量表(CARIES-QC)进行信度和效度评价。方法按照国际标准,形成CARIES-QC中文版,该量表包括13个条目。将CARIES-QC中文版应用于到科室就诊的患儿,最终对调查结果进行统计学分析。采用内部一致性信度、重测信度对量表的信度进行考评;采用结构效度和收敛效度对量表的效度进行评价。结果共回收有效问卷206份。量表总的克朗巴赫α系数为0.94,重测信度系数为0.83。经过验证性因子分析,修正模型的主要指标中,卡方/自由度=2.15,拟合指数=0.92,塔克-刘易斯指数=0.96,比较拟合指数=0.98,误差平方根近似值=0.07,均达到模型拟合标准。量表总分的Spearman’s等级相关系数为0.743。结论 CARIES-QC中文版通过严格的性能测试,信度和效度良好,可在临床研究中进一步推广应用。(本文来源于《2019年中华口腔医学会儿童口腔医学专业委员会儿童口腔医学技术进步与发展高端论坛论文汇编》期刊2019-11-15）
唐娇,高玲玲,胡细玲,吴金萍,于坤华[4]（2019）在《中文版特异性用药信念量表应用于2型糖尿病患者的信效度检验》一文中研究指出目的汉化适用于2型糖尿病患者的特异性用药信念量表,并在2型糖尿病患者中检测其信效度。方法对特异性用药信念量表进行翻译、回译等,采用便利抽样法抽取118例2型糖尿病患者进行调查,检验量表的内部一致性信度、重测信度、内容效度、结构效度和判别效度。结果中文版特异性用药信念量表2个维度的Cronbach′sα系数分别为0.749和0.796;重测信度分别为0.809和0.751。量表各条目的内容效度指数为0.857～1.000,量表的平均内容效度指数为0.980。探索性因子分析提取2个公因子,分别为用药顾虑和用药必要性,解释总方差的62.25%。高分组患者的得分显着高于低分组患者(P<0.01)。结论中文版特异性用药信念量表运用于我国2型糖尿病患者具有良好的信效度,可用于测量2型糖尿病患者用药信念。(本文来源于《护理学杂志》期刊2019年21期）
孙松朋,龙俊红,张书信[5]（2019）在《中文版SF-36量表应用于肛肠良性疾病患者生命质量评价的信度和效度研究》一文中研究指出目的研究健康调查简表(SF-36)测量肛肠良性疾病患者生命质量(QOL)的信度和效度。方法应用中文版SF-36量表测量择期手术治疗的肛肠良性疾病患者(n=355)的生命质量,其中有89例患者同时填写了世界卫生组织生命质量测定简表(WHOQOL-BRER),有109例患者同时填写了欧洲五维健康量表(EQ-5D-3L)和49例患者同时填写了肛肠疾病严重程度VAS评分(VAS-AD),并选择58例普通人群作为对照组,分析SF-36量表的内部一致性、分半信度、结构效度、效标效度、区别效度。结果观察组生理职能(RP)、躯体疼痛(BP)、社会功能(SF)、情感职能(RE)四个维度、心理领域(MCS)和总分得分均低于对照组,差异有统计学意义(均P <0.05);除了活力(VT)外,SF-36量表其他维度、领域和总分Chonbach’a均大于0.6;除了总体健康(GH)、VT、精神健康(MH)外,SF-36量表其他维度Spearman-Brown分半系数均大于0.6;在生理功能(PF)、RP、BP、SF、RE五个维度上出现天花板效应,在RP、RE这两个维度出现了地板效应;主成分探索性因子分析法提取出7个公因子,累计负荷量66.795%;SF-36量表的生理领域(PCS)、MCS和总分与WHOQLO-BRER量表生理健康(PHYS)相关系数r在0.5～0.7,显示强相关;MCS和总分与心理健康(PSYCH)、环境(ENVIR)呈强相关;EQ-5D-3L与PCS、MCS、总分之间相关系数r在0.3～0.5,显示具有一定的相关性;RP、RE、PCS、总分与VAS-AD相关系数r在-0.5～-0.3,显示RP、RE、PCS、总分与患者自评的肛肠疾病严重程度具有一定的负相关性。结论 SF-36量表对肛肠良性疾病人群的测量具有良好的信度和效度以及一定的区别能力,其测量能够反映肛肠疾病对QOL的影响,能够区分肛肠良性疾病患者和普通对照人群,可以用于评价肛肠良性疾病患者的QOL。(本文来源于《结直肠肛门外科》期刊2019年05期）
徐波,李占江[6]（2019）在《睡眠功能失调性信念与态度量表中文版的信效度研究》一文中研究指出目的评估睡眠功能失调性信念与态度量表中文版(DBAS-CV)的心理测量学特征。方法按照DSM-IV诊断标准入组原发性失眠者,重性抑郁障碍、广泛性焦虑障碍、双相情感障碍、精神分裂症共病共病失眠者共218例,招募健康被试34例。所有被试均完成睡眠功能失调信念与态度量表(DBAS)、DBAS-16、匹兹堡睡眠质量指数量表(PSQI)。其中30名被试在2周后再次进行DBAS量表的评定。结果探索性因素分析结果最终保留24个条目,显示5个因子是可接受的。因子1:对失眠后果的灾难化解释;因子2:对睡眠的预测与控制;因子3:对服用药物的错误认知;因子4:对睡眠期望的歪曲信念;因子5:改善睡眠方法的错误信念。修订后量表的总分与DBAS-16、PSQI总分的相关系数分别为0.86、-0.48(均P<0.01),并具有较好的区分效度(P<0.05)。总量表Cronbachα系数为0.83,各分量表Cronbachα系数在0.42～0.78之间;总量表重测信度为0.94,各分量表的重测信度为0.76～0.93。结论修订后的DBAS-CV具有较好的信度和效度,可以用于评估中国失眠人群的功能性失调信念。(本文来源于《中国睡眠研究会第十一届全国学术年会论文汇编》期刊2019-10-25）
王玲玲,Eugenia,Pik,Yu,Ma,Kin,Shing,Cheng,陈楚侨[7]（2019）在《中文版动机与情绪自评量表(MAP-SR)在精神分裂症病人和社会快感缺失群体中的验证研究》一文中研究指出作为精神分裂症患者的核心症状之一的阴性症状,正在严重的影响着病人的预后以及社会功能的恢复。动机与愉快自评量表(MAP-SR)是建立在阴性症状临床诊断量表(CAINS)基础上所发展出来的专门用于考察阴性症状的工具,它试图弥补其他自评问卷的缺陷。本研究的第一部分,旨在验证中文版MAP-SR在精神分裂症病人中的心理测量特性;第二部分则试图通过比较精神分裂症病人与对照、社会快感缺失群体与对照的差异,评估其区分精神分裂症谱系的个体与健康对照的能力。研究招募了150位慢性精神分裂症病人与80位对照,以及85对社会快感缺失个体和健康对照(使用Chapman社会快感缺失量表筛选入组)。结果表明,在精神分裂症病人中,MAP-SR拥有较好的内部一致性(Cronbach’salpha=0.90)和重测信度(intraclass correlation coefficient=0.98)。验证性因素分析发现原始的四因素模型在病人数据中得到了良好的拟合。MAP-SR与阳性与阴性症状量表(PANSS),阴性症状评估量表(SANS),阴性症状临床评估访谈(CAINS)和愉快情绪体验量表(Temporal Experience of Pleasure Scale,TEPS)都存在显着相关,证明了其具有较好的聚合效度;另一方面,并没有观察到MAP-SR与卡尔加里精神分裂症抑郁量表(CDSS),锥体外系副反应量表(SAS)和贝克认知洞察力量表(BCIS)的显着相关,证明其区分效度良好。第二部分组间比较的结果发现病人组以及社会快感缺失组与各自对照组之间的MAP-SR分数都存在显着差异,表明MAP-SR能够较为敏感的检测出阴性症状。综上,MAP-SR是一个可靠并且有效的能够用来评估精神分裂症病人和亚临床社会快感缺失群体的阴性症状的自评问卷。(本文来源于《第二十二届全国心理学学术会议摘要集》期刊2019-10-19）
罗莉莉,傅丽萍[8]（2019）在《中文版学前儿童同胞竞争量表(PSRS)的初步修订》一文中研究指出目的:检验学前儿童同胞竞争量表(PSRS)在中国父母样本中的信效度,进一步为中国家庭同胞子女关系的探究提供测量工具。方法:根据量表修订步骤,对原量表进行中文翻译和英文回译,并结合我国文化及语言习惯对其进行恰当修改和初步应用。采用目的取样的方法在贵阳市五所幼儿园中抽取280名3～6岁学前儿童,由经过培训的幼儿园班主任老师任主试向其父母发放问卷测试,回收有效问卷250份,其中母亲181人,父亲69人,年龄在26-49岁之间(M=35.01, SD=5.63),独生子女38人,非独生子女212人。结果:探索性因素分析表明,抽取六个因子最为合适,累计方差贡献率为60.09%。该量表包括消极行为变化、温暖亲密、对抗、竞争、父母偏爱、回避和不安六个维度,共31个条目;验证性因素分析表明,六因素结构模型具有良好的结构效度,模型拟合指标为χ~2=700.093、df=419、RMSEA=0.052、RMR=0.055、SRMR=0.055、TLI=0.902、CFI=0.912;总量表的内部一致性α系数为0.88,消极行为变化、温暖亲密、对抗、竞争、父母偏爱、回避和不安的内部一致性α系数分别为0.807、0.863、0.657、0.845、0.506、0.878;校标效度检验表明,特质焦虑与消极行为变化、温暖亲密、对抗、父母偏爱、回避与不安、同胞竞争总分均呈显着正相关(r=0.159～0.507,Ps<0.01)。结论:中文版学前儿童同胞竞争量表具有良好的心理测量学指标,可作为研究我国家庭同胞关系的测量工具。(本文来源于《第二十二届全国心理学学术会议摘要集》期刊2019-10-19）
杨文辉,贺思颖[9]（2019）在《注意控制量表中文版在我国大学生中的因子结构和实证效度》一文中研究指出目的:检验注意控制量表中文版(ACS-C)在我国大学生中的因子结构和实证效度。方法:1269名大学生完成ACS-C、贝克抑郁量表第2版中文版(BDI-II-C)、特质焦虑量表特质分量表(STAI-T)、冗思反应方式量表(RRS)和功能失调性态度问卷(DAS)测试;方便抽取196名大学生间隔4周完成ACS-C的重测。为探索量表的因子结构,总样本随机分成两个小样本,样本1(n=636)用于平行分析(PA)和探索性结构方程模型(ESEM)确定ACS-C的因子结构;样本2(n=633)用于验证性因子分析(CFA),通过交互验证确定最优因子结构。通过ACS-C得分与BDI-Ⅱ、STAI-T、RRS、DAS得分的相关分析,检验ACS-C与心理病理学关联的实证效度。结果:(1)探索性因子分析:平行分析结果提示ACS-C可提取出3个因子,探索性结构方程模型提示4个条目(9,13,14,20)在单因子和双因子结构中的因子负荷均小于.30,删除没有达到基本测量学要求的4个条目后,16个条目量表的平行分析结合碎石图,以及ESEM因子负荷结果共同提示,16条目量表为2因子结构。鉴于认知控制理论将认知控制定义为双因子统一多样性结构框架,本研究进一步采用探索性双因子模型(全局注意控制因子-2个特定组别因子)探索量表的因子结构,发现双因子模型的全局因子解释模型的共同方差比例达63%,提示量表可能为单维结构。(2)验证性因素分析:比较16条目量表的单因子、相关特质2因子和双因子模型,结果提示双因子模型拟合指标最优(CFI=0.943,TLI=0.920,RMSEA=0.056),达到测量学要求,全局注意控制因子解释方差的比例为52%,两个组别因子解释方差的比例分别为20%和28%。双因子模型全局因子的ω系数为.83,层级ω(ωh)系数为.63,而两个组别因子(注意集中和注意转移)的ωh系数分别为.08和.13,结果进一步支持量表的双因子结构,同时提示组别因子分量表不适合单独使用。(3)实证效度:16条目ACS-C总分与焦虑、抑郁和不良认知方式等心理病理学分数呈低到中度负相关(r=-0.22～-.51,p <0.01);(4)信度:4周重测相关系数为0.72(p <0.01),各条目与其他条目总分的相关系数在0.23-0.49之间,各条目与其它条目相关在0.15-0.38之间。结论:ACS-C总分在我国大学生中反映了一种单维构念(即总的注意控制能力);采用量表总分能可靠地评估我国大学生的注意控制能力,而报告和解释分量表分数可能导致误导性结论。(本文来源于《第二十二届全国心理学学术会议摘要集》期刊2019-10-19）
肖曼曼,刘爱书[10]（2019）在《低头症量表的中文版修订及其信效度检验》一文中研究指出随着智能手机的普及和功能的日益丰富,越来越多的人开始沉迷于手机使用,成为"低头族"大军中的一员,表现出低头症行为。低头症(Phubbing)可以描述为一个人在与他人的交谈中看着自己的手机,处理手机上的事物,逃避人际沟通的行为。本研究拟对低头症量表进行修订,为我国低头症研究提供有效测量工具。目的:修订低头症量表中文版,探讨该量表在中国文化背景下的因素结构,并检验其信效度。方法:在大学生群体中发放问卷1000份,回收有效问卷881份,另外用手机成瘾倾向量表、社交网站使用强度量表和中文网络成瘾量表修订版作为效标,4周后随机抽取80名学生进行重测。结果:探索性因素分析结果得到共8条目分为沟通障碍和手机痴迷2个因子,特征根分别为3.132和1.600,累积方差贡献率为59.146%。验证性因素分析显示数据拟合良好(χ~2/df=2.719,CFI=0.962,TLI=0.944,GFI=0.968,IFI=0.962,NFI=0.941,AGFI=0.940,RMSEA=0.065,SRMR=0.052);总量表及2个分量表内部一致性信度在0.721-0.781之间,重测信度在0.722-0.745之间;总量表及2个分量表得分与手机成瘾倾向量表的相关(r=0.451-0.615,P<0.01)、与社交网站使用强度得分的相关(r=0.226-0.372,P<0.01)、与中文网络成瘾量表得分的相关(r=0.424-0.565,P<0.01)均有统计学意义,量表具有较好的效标关联效度。结论:低头症量表中文版具有良好的信度和效度,可以用于大学生低头症测量。(本文来源于《第二十二届全国心理学学术会议摘要集》期刊2019-10-19）
量表中文版论文开题报告
（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：
背景目前我国老年人口数逐年增多,孤独感已成为老年人常见的心理问题,早期筛查老年人孤独感,有助于提高其心理健康水平和生活质量。目前UCLA孤独自评量表应用广泛,但其条目多,耗时长。De Jong Gierveld孤独量表(DJGLS)专门针对老年人设计且条目少,省时省力。目的探讨中文版DJGLS在中国农村老年人中的信效度。方法 2018年3—6月,采用便利抽样法,在辽宁省鞍山市选取红旗村、上栗园村、下栗园村、岔沟村、李房村、黄家村的老年人515例为调查对象。采用Brislin双人翻译-回译法对DJGLS进行汉化,形成中文版DJGLS。采用一般人口学特征问卷、中文版DJGLS对调查对象进行调查,共发放问卷515份,回收有效问卷500份,有效回收率为97.1%。采用便利抽样法从500例调查对象中选取50例,间隔2周后采用中文版DJGLS对其进行再次调查。分析中文版DJGLS的信效度。结果中文版DJGLS的Cronbach'sα系数为0.820,社交孤独、情感孤独维度的Cronbach'sα系数为0.792、0.737;中文版DJGLS的Guttman分半信度为0.806;中文版DJGLS的重测信度为0.889。中文版DJGLS的量表水平的内容效度指数(S-CVI/UA)为0.909,条目水平的内容效度指数(I-CVI)为0.833～1.000,平均量表水平的内容效度指数(S-CVI/Ave)为0.985。将调查对象中文版DJGLS总分从高到低排序,分别以正向和反向总例数的第27%例调查对象的中文版DJGLS总分为临界值(分别为7分和3分),将调查对象分为高分组(155例)和低分组(191例)。高分组中文版DJGLS各条目得分均高于低分组(P<0.05)。中文版DJGLS各条目得分与其总分的r值为0.439～0.746(P<0.05),社交孤独、情感孤独维度得分与其总分的r值分别为0.913、0.772(P值均<0.05)。在探索性因子分析中,采用主成分分析,经方差最大旋转法后得到2个特征值>1.000的公因子,累积方差贡献率为50.87%,各条目因子载荷为0.405～0.832。验证性因子分析结果显示,χ~2/df=2.479,适配度指数(GFI)=0.966,调整后适配度指数(AGFI)=0.945,增值适配度指数(IFI)=0.967,非规准适配指数(TLI)=0.956,比较适配指数(CFI)=0.967,简约适配度指数(PGFI)=0.600,渐进残差均方和平方根(RMSEA)=0.054,残差均方和平方根(RMR)=0.011,理论模型值为281.993,独立模型值为1 976.182,饱和模型值为476.164。修正后标准化结构方程模型标准化回归系数取值范围为0.24～0.89。结论中文版DJGLS信效度良好,可用于我国农村老年人孤独感的调查。
（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。
量表中文版论文参考文献
[1].周寒寒,王静,李岩.中文版电子健康素养量表在我国社区老年人群中的信效度初步分析[J].医药高职教育与现代护理.2019
[2].杨兵,郭蕾蕾.中文版DeJongGierveld孤独量表的信效度研究[J].中国全科医学.2019
[3].何松霖.儿童龋病相关生活质量量表中文版的信效度研究[C].2019年中华口腔医学会儿童口腔医学专业委员会儿童口腔医学技术进步与发展高端论坛论文汇编.2019
[4].唐娇,高玲玲,胡细玲,吴金萍,于坤华.中文版特异性用药信念量表应用于2型糖尿病患者的信效度检验[J].护理学杂志.2019
[5].孙松朋,龙俊红,张书信.中文版SF-36量表应用于肛肠良性疾病患者生命质量评价的信度和效度研究[J].结直肠肛门外科.2019
[6].徐波,李占江.睡眠功能失调性信念与态度量表中文版的信效度研究[C].中国睡眠研究会第十一届全国学术年会论文汇编.2019
[7].王玲玲,Eugenia,Pik,Yu,Ma,Kin,Shing,Cheng,陈楚侨.中文版动机与情绪自评量表(MAP-SR)在精神分裂症病人和社会快感缺失群体中的验证研究[C].第二十二届全国心理学学术会议摘要集.2019
[8].罗莉莉,傅丽萍.中文版学前儿童同胞竞争量表(PSRS)的初步修订[C].第二十二届全国心理学学术会议摘要集.2019
[9].杨文辉,贺思颖.注意控制量表中文版在我国大学生中的因子结构和实证效度[C].第二十二届全国心理学学术会议摘要集.2019
[10].肖曼曼,刘爱书.低头症量表的中文版修订及其信效度检验[C].第二十二届全国心理学学术会议摘要集.2019