簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷在經(jīng)歷爆炸事件青少年中應(yīng)用的信度和效度分析

簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷在經(jīng)歷爆炸事件青少年中應(yīng)用的信度和效度分析

邵頔，高慶嶺，郭偉，李潔，龍周婷，薛嬌美，曹楓林

摘要：[目的]考察簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷(Brief COPE)中文版在經(jīng)歷爆炸事件青少年中的信度和效度。[方法]采用方便抽樣的方法,選取經(jīng)歷某市輸油管爆炸事件的兩所中學(xué)的初一、初二年級(jí)全體學(xué)生655名,進(jìn)行簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的信度和效度分析。選取108名學(xué)生進(jìn)行間隔4周的重測(cè),評(píng)定重測(cè)信度。[結(jié)果]探索性因子分析共提取出7個(gè)因子,解釋變異量的62.60%；驗(yàn)證性因子分析的擬合指標(biāo)χ2/df、近似誤差均方根(RMSEA)、擬合優(yōu)度指數(shù)(GFI)、塔克-劉易斯指數(shù)(Tacker-Lewis index,TLI)、比較擬合指數(shù)(CFI)值分別為2.75,0.07,0.83,0.82,0.85；Cronbach’s α系數(shù)為0.52～0.84；重測(cè)信度為0.48～0.71。[結(jié)論]簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷中文版的信度和效度均較理想,符合心理計(jì)量學(xué)要求,可以滿足今后國(guó)內(nèi)有關(guān)研究和臨床應(yīng)用的需要。

關(guān)鍵詞：心理測(cè)量學(xué);簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷;信度;效度;應(yīng)對(duì)

中圖分類號(hào)：R47

基金項(xiàng)目山東省自然科學(xué)

作者簡(jiǎn)介邵頔,碩士研究生,單位：250012,山東大學(xué)護(hù)理學(xué)院;高慶嶺、郭偉、李潔、龍周婷、薛嬌美、曹楓林(通訊作者)單位：250012,山東大學(xué)護(hù)理學(xué)院。

收稿日期:(2015-03-16;修回日期:2015-11-09)

Analysis of reliability and validity of Brief COPE in adolescents experienced explosion events

Shao Di,Gao Qingling,Guo Wei,et al(School of Nursing,Shandong University,Shandong 250012 China)

AbstractObjective:To evaluate the reliability and validity of the Chinese version of Brief COPE in adolescents experienced explosion.Methods:A total of 655 students in grade one and grade two from two junior schools who experienced pipeline explosion were selected to complete the analysis of reliability and validity of Brief COPE by using convenience sampling method.108 students were selected to finish resurvey of Brief COPE for 4 weeks later for assessing the retest reliability.Results:7 factors were extracted as exploratory factor analysis and they explained 62.60% of variance.the fit indexes including χ2/df,RMSEA,Goodness of Fit(GFI),TLI,CFI in confirmatory factor analysis were respectively 2.75，0.07，0.83，0.82，0.85.The Cronbach’s αranged from 0.52 to 0.84, and the retest reliability ranged from 0.48 to 0.71.Conclusion:Both reliability and validity of the Chinese version of Brief COPE were more ideal,they conformed to the requirements of the psychometrics and can meet the needs of the relevant research and clinical application in the future in China.

Key wordspsychometrics;brief COPE;reliability;validity;coping

應(yīng)對(duì)是個(gè)體管理應(yīng)激的過(guò)程。Folkman等[1]將應(yīng)對(duì)定義為：個(gè)體為了管理超出自身資源的需求所做出的認(rèn)知和行為上的努力。應(yīng)激和應(yīng)對(duì)得到了越來(lái)越多學(xué)者的關(guān)注,也研制了很多評(píng)估應(yīng)對(duì)策略的量表,但是這些量表存在條目多、耗時(shí)長(zhǎng)和被試負(fù)擔(dān)重等缺點(diǎn)[2-5]。Carver等[5]于編制的簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷(Brief COPE),是根據(jù)60個(gè)條目的COPE量表改編而來(lái),具有條目少、費(fèi)時(shí)少、易于評(píng)測(cè)等優(yōu)點(diǎn)[6]。簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷在許多國(guó)家的很多研究領(lǐng)域中得到廣泛應(yīng)用[7-15],并且該量表的英語(yǔ)[8-10]、西班牙語(yǔ)[11]、法語(yǔ)[12]、希臘語(yǔ)[13]和葡萄牙語(yǔ)[14]等版本已經(jīng)被證實(shí)具有較好的信度和效度。2013年,某市發(fā)生了輸油管爆炸事件,附近兩所中學(xué)的學(xué)生經(jīng)歷了這一事件,并受到不同程度影響,了解他們?nèi)绾螒?yīng)對(duì)這一突發(fā)事件及其心理狀況非常重要。因此,需要一個(gè)有效的測(cè)量工具對(duì)學(xué)生的應(yīng)對(duì)方式進(jìn)行評(píng)估。本研究旨在考察中文版簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷在經(jīng)歷輸油管爆炸事件青少年中的信度和效度,以期為研究者提供有價(jià)值的應(yīng)對(duì)策略測(cè)評(píng)工具。

1對(duì)象和方法

1.1對(duì)象采用方便抽樣的方法,選取某市經(jīng)歷輸油管爆炸事件的兩所中學(xué)的全體初一和初二年級(jí)學(xué)生。

1.2方法

1.2.1研究方法采用問(wèn)卷調(diào)查法,共發(fā)放問(wèn)卷670份,回收有效問(wèn)卷655份,有效回收率為97.8%。將數(shù)據(jù)隨機(jī)分成兩部分,一部分用于探索性因子分析(n=327),另一部分用于驗(yàn)證性因子分析(n=328)。選取108人間隔4周進(jìn)行重測(cè),評(píng)定簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的重測(cè)信度。所有參加測(cè)試的學(xué)生及家長(zhǎng)均被提前告知測(cè)試的目的,均同意參加測(cè)試。本研究通過(guò)倫理委員會(huì)批準(zhǔn)。

1.2.2調(diào)查工具簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷[6]共包含28個(gè)條目,評(píng)估14種應(yīng)對(duì)策略。每種應(yīng)對(duì)策略均由2個(gè)條目組成。采用Likert 4級(jí)評(píng)分,從1分(從不)到4分(經(jīng)常),評(píng)估被試在應(yīng)激情境下使用該種應(yīng)對(duì)策略的頻率。14種應(yīng)對(duì)策略包括自我分散(self-distraction,條目1和條目19)、積極應(yīng)對(duì)(active coping,條目2和條目7)、否認(rèn)(denial,條目3和條目8)、物質(zhì)使用(substance use,條目4和條目11)、情感支持(use of emotional support,條目5和條目15)、工具支持(use of instrumental support,條目10和條目23)、行為脫離(behavioral disengagement,條目6和條目16)、宣泄(venting,條目9和條目21)、積極重建(positive reframing,條目12和條目17)、計(jì)劃(planning,條目14和條目25)、幽默(humor,條目18和條目28)、接受(acceptance,條目20和條目24)、宗教(religion,條目22和條目27)、自責(zé)(self-blame,條目13和條目26)。經(jīng)原作者同意,筆者先請(qǐng)兩位同時(shí)精通英語(yǔ)和漢語(yǔ)的專業(yè)學(xué)者將問(wèn)卷翻譯成中文,然后請(qǐng)5位心理專業(yè)研究生對(duì)翻譯進(jìn)行校正和回譯,經(jīng)討論確定簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的中文版,并加入指導(dǎo)語(yǔ)。

1.2.3統(tǒng)計(jì)學(xué)方法本研究使用SPSS16.0進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、探索性因子分析、內(nèi)部一致性信度和重測(cè)信度的計(jì)算,使用Amos20.0進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。

2結(jié)果

2.1學(xué)生的一般資料以及問(wèn)卷得分情況共獲得有效問(wèn)卷655份，其中男生361人(55%),女生294人(45%)。年齡10歲～16歲(13.05歲±0.83歲)。漢族占99.1%。女生在自我分散、情感支持、工具支持、宣泄和接受這5種應(yīng)對(duì)策略上,得分顯著高于男生。而在幽默上,男生得分高于女生,差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(P<0.05)。詳見(jiàn)表1。

表1　14種應(yīng)對(duì)策略得分及男女生得分比較 ±s)　分

2.2探索性因子分析使用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件對(duì)問(wèn)卷的28個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析。KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)統(tǒng)計(jì)量為0.88,Bartlett球形檢驗(yàn)顯著(統(tǒng)計(jì)量為3 623.10,P<0.001),說(shuō)明該數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。采用方差極大正交旋轉(zhuǎn)法進(jìn)行主成分分析,共提取出7個(gè)特征根大于1的因子,解釋總變異量的62.60%。7個(gè)因子分別命名為支持性應(yīng)對(duì)、情緒性應(yīng)對(duì)、行為性應(yīng)對(duì)、逃避性應(yīng)對(duì)、物質(zhì)使用應(yīng)對(duì)、幽默應(yīng)對(duì)和宗教應(yīng)對(duì)。因子負(fù)荷量大于0.4的條目進(jìn)入下一步分析[16]。28個(gè)條目中僅有4個(gè)條目同時(shí)在兩個(gè)因子上的負(fù)荷量均大于0.4,將該條目歸為負(fù)荷量較大的因子[15]。探索性因子分析結(jié)果、各因子的特征值、方差貢獻(xiàn)率、各條目的因子負(fù)荷見(jiàn)表2。

表2　各因子的因子負(fù)荷、特征值、方差貢獻(xiàn)率

2.3驗(yàn)證性因子分析使用Amos20.0對(duì)另一部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。本研究選取5個(gè)常用的擬合指標(biāo)：卡方與自由度之比(χ2/df),比值越小表示模型擬合越好,一般χ2/df不應(yīng)超過(guò)5,較嚴(yán)謹(jǐn)?shù)难芯拷ㄗh以不大于3為標(biāo)準(zhǔn),其值越接近于1表示模型擬合越好。近似誤差均方根(root mean square error of approximation,RMSEA),其值小于0.08表示模型擬合較好。擬合優(yōu)度指數(shù)(goodness of fit index,GFI),取值在0～1之間,一般大于0.9說(shuō)明擬合非常理想。塔克-劉易斯指數(shù)(Tacker-Lewis index，TLI)、比較擬合指數(shù)(comparative fit index,CFI),取值在0～1之間,越接近1表示模型擬合度越佳,一般大于0.9說(shuō)明擬合非常理想[17]。擬合度指標(biāo)χ2/df、RMSEA、GFI、TLI、CFI值分別為2.75，0.07，0.83，0.82，0.85。

本量表的原作者Carver對(duì)28個(gè)條目進(jìn)行探索性因子分析,共提取出9個(gè)因子(見(jiàn)表3)[6]。本研究對(duì)其9因子模型進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析,擬合度指標(biāo)χ2/df、RMSEA、GFI、TLI、CFI值分別為2.96，0.08，0.82，0.80，0.83。

表3　Carver(1997)提取出的9因子模型

2.4信度分析根據(jù)探索性因子分析的結(jié)果,分別檢驗(yàn)7個(gè)因子的內(nèi)部一致性信度和重測(cè)信度。結(jié)果顯示,7個(gè)因子的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.83,0.84,0.78,0.67,0.74,0.75,0.52。選取108人進(jìn)行間隔4周的重測(cè),評(píng)定簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的重測(cè)信度。其中男生58人(53.7%),女生50人(46.3%)。年齡12歲～16歲(14.11歲±0.73歲),漢族100%。各因子的重測(cè)信度r系數(shù)分別為0.71,0.56,0.52,0.67,0.67,0.48,0.57。

3討論

經(jīng)檢索文獻(xiàn),這是第一個(gè)在中國(guó)經(jīng)歷爆炸事件青少年人群中檢驗(yàn)簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的信度和效度的研究。本研究結(jié)果表明,簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷在中國(guó)青少年中應(yīng)用時(shí),具有良好的信度和效度。研究結(jié)果顯示,女生與男生相比,會(huì)使用更多的自我分散、情感支持、工具支持、宣泄和接受等應(yīng)對(duì)策略,而較少的使用幽默。希臘的一項(xiàng)研究發(fā)現(xiàn),女性相比于男性,會(huì)使用較多的自我分散、情感支持、工具支持、宣泄、接受和宗教等應(yīng)對(duì)策略[13],這與本研究結(jié)果基本一致。以往的研究表明,女性傾向于使用以情緒為中心的應(yīng)對(duì)策略和逃避性應(yīng)對(duì)策略,這可能是女性更容易患抑郁、焦慮和其他情緒障礙的原因之一[18,19]。

探索性因子分析提取出7個(gè)因子。因子1命名為支持性應(yīng)對(duì),包括情感支持(條目5、條目15)、工具支持(條目10、條目23)和宣泄(條目9、條目21),共6個(gè)條目。以往有關(guān)Brief COPE問(wèn)卷因子結(jié)構(gòu)的研究,將情感支持和工具支持歸一個(gè)因子[10,13]。支持性應(yīng)對(duì)主要是指?jìng)€(gè)體在應(yīng)激情境下會(huì)向他人尋求幫助、建議和情感寄托,通過(guò)社會(huì)支持減少心理困擾。另外,本研究發(fā)現(xiàn)宣泄也屬于支持性應(yīng)對(duì)因子,這與Miyazaki等[9]的研究結(jié)果一致,這可能是因?yàn)樾挂彩峭ㄟ^(guò)與他人進(jìn)行交流,表達(dá)自己的消極感受、發(fā)泄消極情緒,從而減少心理痛苦。因子2命名為情緒性應(yīng)對(duì),包括積極重建(條目12、條目17)、計(jì)劃(條目14、條目25)、接受(條目20、條目24)和自責(zé)(條目13)的共7個(gè)條目。情緒性應(yīng)對(duì)主要指?jìng)€(gè)體對(duì)應(yīng)激情境進(jìn)行重新認(rèn)識(shí)和積極解釋,接受應(yīng)激事件發(fā)生的事實(shí),并試圖找出處理問(wèn)題的方法。Carver[6]的研究結(jié)果顯示,積極重建、計(jì)劃、積極應(yīng)對(duì)和接受的一個(gè)條目構(gòu)成了一個(gè)因子,與本研究結(jié)果類似。因子3命名為行為性應(yīng)對(duì),包括積極應(yīng)對(duì)(條目2、條目7)和自我分散(條目1、條目19)共4個(gè)條目。行為性應(yīng)對(duì)主要是指?jìng)€(gè)體采取行動(dòng)來(lái)改變處境,或當(dāng)身處不能主動(dòng)控制的應(yīng)激情境(如爆炸事件)時(shí),采取其他行為(如看書(shū)、學(xué)習(xí)、看電影、睡覺(jué)等)使自己盡量不去關(guān)注處境,從而減少應(yīng)激對(duì)自身的影響,達(dá)到應(yīng)對(duì)應(yīng)激性事件的目的。此因子與以往的研究不一致。張衛(wèi)東[20]在COPE問(wèn)卷測(cè)評(píng)維度的研究中指出,在應(yīng)對(duì)策略的跨文化的測(cè)評(píng)上,某些條目會(huì)產(chǎn)生意義偏差,即所謂的條目偏差(item bias),導(dǎo)致不同應(yīng)對(duì)策略的條目重組構(gòu)成新的維度。因此,本研究中積極應(yīng)對(duì)和自我分散這兩種應(yīng)對(duì)策略構(gòu)成了一個(gè)因子,這或許是由于中西方文化背景差異所導(dǎo)致的條目偏差。因子4命名為逃避性應(yīng)對(duì),包括否認(rèn)(條目3、條目8)和脫離(條目6、條目16),共4個(gè)條目,這與之前的研究結(jié)果類似[9]。逃避性應(yīng)對(duì)主要是指?jìng)€(gè)體否認(rèn)應(yīng)激事件已經(jīng)發(fā)生的事實(shí),并放棄解決應(yīng)激性事件。以往的許多研究表明,否認(rèn)和行為脫離是逃避性的、消極的、功能不良的應(yīng)對(duì)策略。因子5命名為幽默應(yīng)對(duì),包括幽默(條目18、條目28)的兩個(gè)條目,主要是指用應(yīng)激事件或身處的情境開(kāi)玩笑。因子6命名為物質(zhì)使用應(yīng)對(duì),包括物質(zhì)使用(條目4、條目11)的兩個(gè)條目,主要指通過(guò)飲酒或服藥的方式來(lái)減少心理痛苦。Carver等[6,12,13,15]的研究均發(fā)現(xiàn),幽默、物質(zhì)使用這兩種應(yīng)對(duì)策略分別形成了兩個(gè)因子,這與本研究的結(jié)果一致。因子7命名為宗教應(yīng)對(duì),包括宗教(條目22、條目27)和自責(zé)(條目26),共3個(gè)條目。有研究指出,在跨文化的背景下,某些條目會(huì)產(chǎn)生意義偏差,從而導(dǎo)致構(gòu)念偏差(construct bias)[21]。比如,本研究中“宗教”這一應(yīng)對(duì)策略中的條目27“我祈禱或冥想”,在我國(guó)青少年人群中通常被解釋為當(dāng)應(yīng)激情境超出自身控制范圍時(shí),希望神仙或菩薩保佑,以祈求好運(yùn)或渡過(guò)難關(guān),類似的行為方式在當(dāng)今社會(huì)并不少見(jiàn),這也說(shuō)明中西方文化背景差異是影響心理測(cè)量的不容忽視的因素。

驗(yàn)證性因子分析結(jié)果顯示,本模型的χ2/df小于3,RMSEA小于0.08,雖然GFI值低于0.9,但有研究指出,GFI值雖然是越接近1越好,但無(wú)絕對(duì)下限,應(yīng)結(jié)合具體模型和樣本量[22,23]。并且本研究的7因子模型相對(duì)于原作者的9因子模型,擬合較好。因此,本模型擬合度良好,說(shuō)明該量表具有較好的構(gòu)想效度。

信度分析結(jié)果顯示,7個(gè)因子的Cronbach’s α系數(shù)在0.52～0.84之間,均滿足Carver[6]認(rèn)為的可以接受的內(nèi)部一致性信度標(biāo)準(zhǔn)(α>0.5)。Carver于1997年在Andrew颶風(fēng)幸存者中對(duì)Brief COPE問(wèn)卷的信度進(jìn)行檢驗(yàn)的Cronbach’s α系數(shù)在0.50～0.90之間,與本研究結(jié)果相似。這表明,本問(wèn)卷的內(nèi)部一致性信度良好。重測(cè)信度在0.48～0.71之間,說(shuō)明本問(wèn)卷的穩(wěn)定性良好。

總之,簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的條目較少,內(nèi)容精煉,簡(jiǎn)單易評(píng),信度和效度符合心理測(cè)量的要求,為青少年應(yīng)對(duì)策略的評(píng)估提供了一種有效的工具,值得在我國(guó)推廣應(yīng)用。

本研究的不足之處是本研究?jī)H關(guān)注了爆炸這種特定應(yīng)激情境下的應(yīng)對(duì)策略,并且樣本僅限于初中學(xué)生。未來(lái)應(yīng)該在不同的應(yīng)激(癌癥、創(chuàng)傷、自然災(zāi)害等)情境下,以及不同的樣本中,對(duì)簡(jiǎn)化應(yīng)對(duì)問(wèn)卷的信度和效度進(jìn)行反復(fù)充分的驗(yàn)證,全面了解此量表在中國(guó)應(yīng)用的心理測(cè)量學(xué)特性,為今后合理地使用此量表提供科學(xué)依據(jù)。

參考文獻(xiàn):

[1]Folkman S,Lazarus RS,Dunkel-Schetter C,etal.Dynamics of a stressful encounter:Cognitive appraisal,coping,and encounter outcomes[J].Journal of Personality and Social Psychology,1986,50:992-1003.

[2]Folkman S,Lazarus RS.If it changes it must be a process:Study of emotion and coping during three stages of a college examination[J].Journal of Personality and Social Psychology,1985,48:150-170.

[3]Tobin DL,Holroyd KA,Reynolds RV,etal.The hierarchical factor structure of the coping strategies inventory[J].Cognitive Therapy and Research,1989,13(4):343-361.

[4]Frydenberg E,Lewis R.Coping Scale for Adults[S].Melbourne,Victoria:Australian Council for Educational Research,1996:1.

[5]Carver CS,Scheier M,Weintraub J.Assessing coping strategies:A theoretically based approach[J].Journal of Personality and Social Psychology,1989,56:267-283.

[6]Carver CS.You want to measure coping but your protocol’s too long:Consider the Brief COPE[J].International Journal of Behavioral Medicine,1997,4:92-100.

[7]Prado G,Feaster DJ,Schwartz SJ,etal.Religious involvement,coping,social support,and psychological distress in HIV-seropositive African American mothers[J].AIDS and Behavior,2004,8:221-235.

[8]Cooper C,Katona C,Livingston G.Validity and reliability of the brief COPE in carers of people with dementia:The LASER-AD study[J].The Journal of Nervous and Mental disease,2008,196:838-843.

[9]Miyazaki Y,Bodenhorn N,Zalaquett C,etal.Factorial structure of Brief COPE for international students attending US colleges[J].College Student Journal,2008,42(3):795-806.

[10]Snell DL,Siegert RJ,Hay-Smith EJC,etal.Factor structure of the Brief COPE in people with mild traumatic brain injury[J].Journal of Head Trauma Rehabilitation,2011,26(6):468-477.

[11]Perczek R,Carver CS,Price AA,etal.Coping,mood,and aspects of personality in Spanish translation and evidence of convergence with English versions[J].Journal of Personality Assessment,2000,74:63-87.

[12]Muller L,Spitz E.Multidimensional assessment of coping:Validation of the Brief COPE among French population[J].Encephale,2003,29(6):507-518.

[13]Kapsou M,Panayiotou G，Kokkinos CM，etal.Dimensionality of Coping:An empirical contribution to the construct validation of the Brief-COPE with a Greek-speaking sample[J].Journal of Health Psychology,2010,15(2):215-229.

[14]Dias C,Cruz J,Fonseca A.Anxiety and coping strategies in sport contexts:A look at the psychometric properties of portuguese instruments for their assessment[J].The Spanish Journal of Psychology,2009,12:338-348.

[15]Fillion L,Kovacs AH,Gagnon P,etal.Validation of the shortened cope for use with breast cancer patients undergoing radiation therapy[J].Current Psychology:Developmental,Learning,Personality,Social,2002,21(1):7-34.

[16]Watson R,Thompson D.Use of factor analysis inJournalofAdvancedNursing:Literature review[J].Journal of Advanced Nursing,2006,55:330-341.

[17]溫忠麟,侯杰泰.結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn):擬合指數(shù)和卡方準(zhǔn)則[J].心理學(xué)報(bào),2004,36(2):186-194.

[18]Eaton JR,Bradley G.The role of gender and negative affectivity in stressor appraisal and coping selection[J].International Journal of Stress Management,2008,15:94-115.

[19]Hall NC,Chipperfield JG,Perry RP,etal.Primary and secondary control in academic development:Gender-specific implications for stress and health in college students[J].Anxiety Stress and Coping,2006,19:189-210.

[20]張衛(wèi)東.應(yīng)對(duì)量表(COPE)測(cè)評(píng)維度結(jié)構(gòu)研究[J].心理學(xué)報(bào),2001,33(1):55-62.

[21]Van de Vijver FJR,Tanzer NK.Bias and equivalence in cross cultural assessment:An overview[J].European Review of Applied Psychology,2004,54:119-135.

[22]孔箴,曹楓林,崔乃雪,等.關(guān)系質(zhì)量問(wèn)卷中文自評(píng)版用于兒童師生關(guān)系研究的信效度[J].中國(guó)兒童保健雜志,2012，20(3),221-227.

[23]Hair JR,Anderson RE,Tatham RL,etal.Multivariate data analysis with readings[M].NJ：Prentice-Hall,1995:1.

(本文編輯孫玉梅)