共查询到20条相似文献，搜索用时 175 毫秒
1.
为测试Hewitt多维完美主义量表在中国大学生中的信度和效度,并对其进行修订,对1959名大学生进行测试,采用探索性和验证性因素分析对问卷的因素进行检验,计算量表的内部一致性信度、重测信度等。结果发现量表最后保留15个项目,可解释总方差的49．55％,各维度的项目载荷在0．49～0．77之间。验证性因素分析指标x2、RMSEA、NFI、CFI、CFI分别为796．925、0．075、0．802、0．820、0．835。总量表与分量表的a系数和重测信度都在O．65以上,因此,修订后的HMPS具有较理想的信效度,较适合中国大学生使用。 相似文献
2.
目的：测试Hewitt多维完美主义量表在中国大学生中的信度、效度,对其进行本土化修订。方法：对523名大学生进行测试,运用探索性和验证性因素分析对量表进行检验,计算量表的内部一致性信度、重测信度等。结果：量表最后保留16个项目,可解释总方差的52．32％,各维度的项目载荷在0．43-0．76之间。验证性因素分析指标RMSEA、NFI、CFI、GFI分别为0．062、0．786、0．891、0．852。总量表与分量表的α系数和重测信度都在0．69以上。结论：修订后的HMPS具有较理想的信效度,较适合中国大学生使用. 相似文献
3.
目的:修订父母用应对方式量表(The Coping Health Inventory for Parents,CHIP),检验修订后量表在学前残疾儿童父母群体中的信度和效度,并揭示学前残疾儿童父母应对方式水平与特点。方法:以307名学龄前残疾儿童父母为对象进行问卷调查,并在6周后对其中53人进行重测。结果:修订后量表在原45个条目基础上保留40个条目,因素分析结果维持三个因子;总量表及三个分量表的α系数在0.816以上,分量表重测信度为0.354~0.492(P<0.01);各分量表与校标量表的相关分析结果显示出良好的效标关联效度。验证性因素分析指标均符合测量学要求。学前残疾儿童父母积极应对方式水平较低,在父母性别、家庭收入、儿童残疾类别与残疾程度因素上存在显著差异。结论:修订后父母用应对方式量表在学前残疾儿童家长群体中的信度、效度较高,可以作为考察学前残疾儿童家长应对方式特点的理想工具。 相似文献
4.
《考试周刊》2018,(36):56-57
目的:本文旨在语、数学科兴趣测验在2~4年级应用的信、效度。方法:采取随机整体抽样法,共发放了374份问卷,回收有效问卷321份。结果:2~4年级学生语、数学科兴趣分量表的克伦巴赫α系数分别为0.764和0.768,总量表的α系数为0.843;语、数学科分量表的重测信度为分别为0.539和0.364,总量表的重测信度为0.59;各分量表与原量表各分量表的相关为0.31~0.82,总分与原量表的相关为0.79。各分量表与所属量表的相关为0.38~0.85;各分量表与期末成绩相关为0.19~0.41。量表在性别、年龄变量上存在差异显著,城乡差异不显著。结论:该量表在2~4年级的信、效度良好。 相似文献
5.
本文以中国内地某高校大学生为被试,对学校生活质量量表（quality of school life scale QSLS）的信度和效度进行了检验。结果表明,QSLS在中国内地大学生中测试具有良好的信度和效度,可以作为在中国内地大学生中测量学校生活质量的工具,其总分信度Cronbach＇sa系数为0.896,重测信度为0.843,各分量表之间重测信度为0.782-0.859;总分与分量表之间的相关系数为0.653-0.815,各因子之间相关系数为0.269-0.773;运用验证性因子分析,各项指标均达到统计学要求。 相似文献
6.
《潍坊教育学院学报》2019,(2):60-66
目的编制适用于测量高中生状态希望的量表,以为状态希望的变化提供显性工具。方法依相关理论及开放式问卷,并结合访谈结果形成初始量表项目。随机选择7所高中683名高中生进行团体施测,并对施测结果进行因素分析、信效度检验,形成最终量表。结果形成包含27个项目4个维度的高中生状态希望量表。总量表的内部一致性信度系数为0. 94,重测信度大于0. 83。各维度的内部一致性信度系数均大于0. 82及重测信度均大于0. 72;因素分析各指标拟合较理想,χ2/df=2. 46,NFI=0. 891,RFI=0. 880,IFI=0.932,TLI=0. 925,CFI=0. 932,RMSEA=0. 062。量表与Snyder状态希望量表相关系数为0. 685(P <0. 01),与心理资本量表中的希望分量表相关系数为0. 600(P <0. 01)。结论:编制的高中生状态希望量表具备良好的信效度,符合心理测量学要求,可为高中生希望状态提供及时反馈。 相似文献
7.
多元智能兴趣偏好量表在四川地区的初次修订——以美国的阿姆斯特朗量表为例 总被引：1，自引：0，他引：1
陈桂芳 《绵阳师范学院学报》2009,28(10):146-150
研究和应用与测评学生多元智能兴趣、偏好相关的量表,对学生智能的多元化评价方案的实施具有一定的理论与现实意义。以该类量袁中具有代表性的阿姆斯特朗量表为测量工具,采取随机分层抽样的方法,对其在四川地区的适用性进行了考查。经过对该表的修订,共保留了33个题项,包括8个分量袁。对修订后量表的信度和效度进行检验,结果：各分量表和总量表的内部一致性系数（a系数）O．61—0．83、分半信度（Split—half）0．57珈．74;两周后再测信度0．68—0．72;各题目与分量表总分相关0．521—0．719,均在0．01水平达到了显著相关：各分量表与总量表之间的相关（0．621—0．753）都大于各分量表之间的相关（0．241—0．564）;因素分析中提取的8个因子,能解释总方差的52．807％,且各项目在相应因子上有较满意的因子载荷量（一般30．5）。结论：阿姆斯特朗量表修订后的信度和效度指标基本达到了测量学指标要求。并且简化了的量表更适合学生自测。 相似文献
8.
为了对Morrison和Phelps编制的创新责任感量表进行改编和修订,并考察其对中国大学生群体创新责任感水平测量的适用性,对1 886名大学生进行问卷调查,另对其中182名大学生在6个月后进行重测,采用大五人格问卷的尽责性分量表、大学生创新能力调查问卷作为效标进行检验。结果发现,探索性因素分析与验证性因子分析的数据结果都支持单因子结构模型;3个样本的内部一致性信度在0.911～0.924之间,6个月后的重测信度为0.832;相关分析结果显示,创新责任感与尽责性、创新能力显著正相关。结果表明修订后的中文版创新责任感量表的信度和效度均良好,可用作评估中国大学生创新责任感水平的测量工具。 相似文献
9.
对《高职大学生学业挫折忍受力量表》进行编制,信度分析显示总量表、分量表内部一致性系数较高,信度良好,可解释高职大学生学业挫折容忍力样本变异量为47.316%。分析不同背景下的高职大学生学业挫折容忍力的差异,探讨了大学生学业挫折产生的原因。 相似文献
10.
为了考察知觉应激反应量表中文版在我国大学生中的信度和效度.采用方便取样方法，共选取836名大学生进行测试.结果表明：探索性因素分析共获得5个因子，累计方差解释率为53.00%;验证性因素分析显示，模型的各项指数均拟合良好.PSRS中文版五个分量表的内部一致性信度在0.73～0.76;重测信度在0.60～0.76.综上，PSRS中文版结构稳定、信效度等指标均达到心理学测量要求，可以作为测量我国大学生群体对知觉应激反应的有效工具. 相似文献
11.
目的编制一个符合中国文化背景的、适用于在校大学生的网络成瘾量表,并探讨网络成瘾和心理健康之间的关系.方法自编大学生网络成瘾量表对205名大学生进行测评,进行项目分析及信效度检验,确定最终题目;以最终题目为指标,对1588名大学生进行调查,探讨网络成瘾和心理健康之间的关系.结果大学生网络成瘾量表及其分量表的内部一致性、重测信度均满意或非常满意,效度可靠;大学生网络成瘾得分和心理健康水平10个维度上的得分存在显著相关(r=0.326～0.374,P＜0.01);大学生网络成瘾群体在心理健康水平10个维度上的得分均显著高于正常群体(t＝5.690～7.001,P＜0.001).结论大学生网络成瘾量表信效度较好,可以作为测量大学生网络成瘾状况的一个较为可靠的工具;大学生网络成瘾能够显著预测其心理健康状况;大学生网络使用正常群体的心理健康水平明显好于成瘾群体. 相似文献
12.
《四川师范大学学报(社会科学版)》2016,(6):38-45
本研究旨在编制大学生移动社交网络人际交往问卷,用于测量大学生的移动社交网络人际交往行为,并检验其信效度。选取393名大学生进行初测调查,用于项目分析及探索性因素分析;另抽取990名大学生进行正式问卷调查,用于验证性因素分析及考察同质性信度和结构效度。结果显示,大学生移动社交网络人际交往问卷共有17题,包括移动社交网络信息沟通、移动社交网络自我表露、移动社交网络依赖3个因子,解释总方差的56.393%,表明问卷具有良好的结构效度(χ2/df=4.057,GFI=0.944,AGFI=0.926,CFI=0.944,NNFI=0.920,IFI=0.932,RMSEA=0.056);总量表和3个因子的Cronbachα系数为0.7450.855,分半信度为0.7350.855,分半信度为0.7350.880,表明大学生移动社交网络人际交往问卷具有较好的信效度,能有效测量大学生的移动社交网络人际交往行为。 相似文献
13.
目的:对前瞻性人格量表(PPS)进行中文修订,考察中国大学生前瞻性人格的因素结构。方法:通过开放性问卷调查、量表翻译、初测和重测等程序修订PPS,累计施测于1539大学生。结果:量表包含17个题目、4个分量表(维度),分别是主动性、计划性、坚韧性和变革性,共解释了总方差的62.130%;全量表的a系数为0.907、分半信度为0.865,重测信度为0.924;4个分量表间及与全量表相关显著,且与外部效标呈显著正相关。验证性因素分析表明,四因素结构模型的χ2/df值为2.42,GFI、CFI、AGFI、NFI、RMSEA值依次为0.88、0.92、0.84、0.87、0.08。结论:大学生前瞻性人格的四因素结构可靠有效,修订后的量表信度和效度较好,适用于国内大学生前瞻性人格研究领域。 相似文献
14.
根据情绪智力三维结构理论编制适用于大学生的环境情绪智力量表.依据理论构想共编写和收集了200个题目,并依据量表编制的原则对这些题目进行评价、修改、删除,最后研究者选取其中的119个题目作为初始量表,随后在277名大学生被试中进行了调查.结果表明:对初始量表进行项目分析和探索性因素分析后,形成含有3个因素72个项目的正式量表;环境情绪智力量表的3个因素的载荷在0.418～0.718之间,累积解释量为38.52%;相关分析结果表明3个分量表两两之间分别达到中等程度极其显著的正相关,而3个分量表分别与总量表之间达到极其显著的较高正相关;信度分析结果显示3个分量表的α系数分别为0.866、0.931、0.946,总量表的α系数为0.959. 相似文献
15.
蔡静 《教育测量与评价(理论版)》2010,(10):43-46
本研究拟编制高三学生职业自我概念问卷,检验所编制问卷的信度和效度,并做初步的适用性研究。结果发现：（1）总量表的仪系数、重测信度分别为0．801、0．822,各分量表的α系数在0．720-0．821之间,重测信度在0．786-0．815之间;（2）采用验证性因素分析检验问卷的结构效度,总问卷中有1个特征值大于1的因子,可以解释总变异的72．367％;（3）问卷的结构效度和内容效度较好,结构稳定;（4）初步的适用性研究结果表明,高三学生职业自我概念不存在性别差异,但在“职业物质自我”维度上差异显著;（5）高三学生职业自我概念存在显著的学校差异,重点中学显著高于普通中学,城市中学显著高于乡村中学。 相似文献
16.
谢威士 《合肥师范学院学报》2023,(5):118-121
编制大学生微信障碍自评量表(SWDS),并检验其效度和信度。共选取1367名大学生,其中,582名(样本1)用于条目分析和探索性因子分析,785名(样本2)用于验证性因子分析、内部一致性效度检验和校标效度检验,一个月后,从样本2中选取144名进行重测信度检验,以微信过度使用量表(WEUS)、手机依赖指数(MPAI)、非理性拖延量表(IPS)和自我控制量表(SCS)为效标工具。结果显示：SWDS量表包括14个条目,分为亲子关系冲突、亲密关系疏离、学习效率下降3个因子,可解释总变异的62.87%。3因子模型拟合度良好(χ2/df=1.61,P<0.001,GFI=0.94,CFI=0.96,IFI=0.96,NFI=0.94,TLI=0.95,RMSEA=0.05)。SWDS与WEUS、MPAI、IPS均呈显著正相关(均P<0.001),与SCS呈显著负相关(P<0.001)。SWDS总问卷和3因子的Cronbach’s α系数分别为0.94、0.86、0.87、0.83,重测信度(ICC)分别为0.95、0.88、0.88、0.84。 相似文献
17.
小学生GAT信度、效度检验与常模建立 总被引：1，自引：0，他引：1
赵建华 《宁波教育学院学报》2000,(2)
目的 :检验宁波市小学生GAT信度、效度与常模的建立。方法 :对宁波市随机抽取的 1 1 2 4名小学生的GAT的心理测量。结果 :( 1 )GAT的重测相关系数为0 .83(P <0 .0 0 1 ) ;分半相关系数为 0 .85 (P <0 .0 0 1 ) ,表明GAT在小学生这个被试群体有较好的信度。 ( 2 )各项目与总分的相关系数在 0 .5 5～ 0 .78之间 ;各分量表应用的相关系数在 0 .1 6～ 0 .5 4之间 ,表明该量表的内容效度和结构效度都较好。 ( 3)建立宁波市小学生的GAT常模。 相似文献
18.
《沙洋师范高等专科学校学报》2020,(4):67-70
为了编制非理性认知方式量表并检验其信度效度,通过文献查阅法、访谈法、问卷调查法、专家咨询法形成40个项目的预测问卷。抽取300名高中生大学生初测,采用主成分分析法形成正式施测问卷,再使用正式问卷对6354名高中生大学生进行信效度检验,使用中国中学生心理健康量表进行效标检验,另对40名心理门诊求助者与正常样本进行区分度检验。该量表由3个因子30个项目组成。总量表Cronbachα系数为0.96,分半信度系数为0.91,重测信度0.85。心理门诊组量表总分及各维度均高于正常样本组(p<0.01)。探索性因素分析,3个因子能够解释方差总变异的60.33%,各条目在相关因子的载荷0.46～0.82之间。验证性因素分析结果显示χ2/df、GFI、CFI、RMSEA分别为4.9、0.85、0.89、0.07。因此,认为该量表具有较好的信度和效度,可以测量认知理性程度。 相似文献
19.
《石家庄学院学报》2019,(3):111-116
为了探讨大学生体质测试动机的表现及类型,构建了大学生体质测试动机模型并完成了量表编制.根据自我决定论对动机的定义及分类确定大学生体质测试动机量表的预设模型,采用德尔菲法编制初始量表;然后对分层随机抽样的1 300名大学生进行初始量表测查,通过内容效度指数(CVI)、题总相关系数(CITC)、临界比值(CR)等参数筛检预测条目确定正式量表;最后通过探索性因素分析进行因子提取和条目归类命名,利用相关分析及验证性因素分析对预设模型进行结构验证.结果表明:量表11个条目的 CVI≥0.8,CITC≥0.5,CR(27%)的鉴别性较好;探索性因素分析提取内部动机(4个条目)、外部动机(4个条目)和无动机(3个条目)3个因子,累积方差贡献率为66.27%;3个分量表与总量表存在中高度相关(P<0.001),验证性因素分析表明量表预设模型结构合理(χ2/df=2.301,近似均方根误差为0.062,拟合优度指数为0.928);总量表的克隆巴赫α系数为0.811,3个分量表的克隆巴赫α系数约为0.8,量表重测信度为0.912;不同性别、年级、专业大学生体质测试动机得分差异具有统计学意义(P<0.05).初步编制的大学生体质测试动机量表的信度、效度等评价指标基本符合心理测量要求,可用于大学生体质测试动机的测量和干预研究. 相似文献
20.
韩永佳 《赤峰学院学报(自然科学版)》2012,(1):241-243
编制适合大学生群体的手机依赖量表并检验其信效度.该研究通过查阅文献,开放式问卷、访谈调查、探索性因素分析、验证性因素分析和信度分析,确定正式问卷.经过探索性因素分析显示,量表由三个维度构成,包括冲突性,戒断性,生理反应三个因素,累积贡献率达56.32%,总量表信度为0.878,分量表的信度在0.717-～0.827之间,验证性因素分析所得指标均符合心理测量学的要求(RMSEA=0.084,NFI=0.94,CFI=0.96 IFI=0.97).通过信效度检验,大学生手机依赖问卷符合心理测量学的标准,可以作为测量大学生手机依赖的工具. 相似文献