导读:本文包含了长处和困难问卷论文开题报告文献综述及选题提纲参考文献，主要关键词:听力障碍,儿童,长处与困难问卷,Meadow-Kendall听障儿童情绪社会性评估量表
长处和困难问卷论文文献综述
闫莉枞,朱晓丹,张丽娜,李阳,马琪琪[1]（2019）在《儿童长处与困难问卷(父母版)在3～7岁听力障碍儿童中的适用性分析》一文中研究指出目的探讨长处与困难问卷(父母版)(SDQ)在3～7岁听力障碍儿童中的适用性。方法 2018年11月至2019年3月,使用SDQ和Meadow-Kendall听障儿童情绪社会性评估量表(SEAI)学龄前版对宁夏残疾人康复中心3～7岁的85例听障儿童进行调查。6周后,随机选取14例听障儿童使用SDQ再次调查。结果 SDQ条目与问卷总分、各因子与问卷总分、各条目与相应因子的Cronbachα分别为0.669、0.724、0.275～0.657,6周后问卷总分重测相关系数为0.898,各因子的重测相关系数为0.543～0.807 (P <0.05)。SDQ的情绪症状、品行问题、多动/注意缺陷、同伴交往问题、困难总分与SEAI相关。SDQ情绪行为问题检出率为22.4%,情绪行为问题得分和检出率在性别、年龄间无显着性差异(P> 0.05)。结论 SDQ可用于3～7岁听力障碍儿童的评估。(本文来源于《中国康复理论与实践》期刊2019年08期）
许文兵,王孟成,邓嘉欣,刘惠华,曾红[2]（2019）在《长处和困难问卷中文版的信度概化分析》一文中研究指出目的:检验中文版长处与困难问卷信度系数(α系数、重测信度系数和分半信度)的稳定性,以及探讨α系数的影响因素。方法:根据预先设定的文献纳入标准,本研究共纳入46篇论文的60个样本(N=114576),采用信度概化元分析技术对中文版长处与困难问卷的信度系数进行分析。结果:(1)叁种信度的异质性显着,随机效应模型估计的α均值分别为:困难分量表0.749、情绪症状分量表0.686、品行问题分量表0.593、多动与注意不能分量表0.741、同伴关系分量表0.397和亲社会行为分量表0.743。(2)通过混合效应模型的调节分析发现:出版年份、使用版本、文献来源、出版物类型这4类研究特征对各分量表分数的α系数有不同程度的调节作用。在样本特征方面,东部沿海地区和儿童群体α系数都较低。结论:品行问题和同伴关系分量表可靠性低,题项异质程度大,建议修订题项。同时应注意样本特征和研究特征对α系数的影响,特别是用于东部沿海地区及儿童样本时需要谨慎。(本文来源于《中国临床心理学杂志》期刊2019年01期）
许文兵[3]（2017）在《中文版长处和困难问卷的信度概化分析》一文中研究指出长处和困难问卷(Strengths and Difficulties Questionnaire,SDQ)是评估青少年儿童情绪和行为问题的常用评估工具。自1997年发表以来在世界范围内广泛应用,至今已有超过4000项实证研究使用了该工具。很多研究已经表明,长处和困难问卷具备良好的信效度(R.Goodman,1997;R.Goodman et al.,1998;R.Goodman,Renfrew,&Mullick,2000)。然而,该问卷在国内使用过程中,品行维度和同伴维度得分的信度在不同的研究中差异较大(品行维度的α系数范围在0.35~0.848之间,而同伴维度的α系数则在0.001~0.602之间)。究竟是什么因素造成如此大的差异?本文拟使用信度概化技术对该问卷的信度系数这种不一致的表现进行定量分析,探讨既往研究之间信度系数的差异,并检验样本特征和研究特征对信度系数的影响。本研究对46项研究中的叁种信度:α系数、重测信度系数、分半信度系数分别进行异质性检验,对α系数进行调节效应分析。概化分析结果表明,随机效应模型估计的信度均值接近0.7或大于0.7。叁种信度及各因子的异质性显着,品行因子表现较其他因子更不稳定(Q=5486.716),同伴因子的异质性程度相对其余因子较低(Q=1641.000),表明同伴因子的信度表现出“较稳定的低”。混合效应模型的调节效应分析结果表明:年龄标准差、总样本量、均分、文献来源、出版物类型、样本类型都会对总量表α有预测作用;出版年份和文献来源对品行问题分量表得分的α系数有预测作用;均分和抽样地区对同伴关系分量表得分的α有预测作用。该工具在跨样本的使用上信度不稳定。结论:在未来应用长处和困难问卷时,应注意这些样本特征和研究特征对信度的影响。(本文来源于《广州大学》期刊2017-05-01）
陈成滨,陈杰[4]（2017）在《中文版长处和困难问卷心理测量学特性研究综述》一文中研究指出鉴于中文版长处和困难问卷(SDQ)在我国还未进行心理测量学特性系统的综述,本研究拟对中文版SDQ的信效度进行总结。通过文献搜索和筛选共得18篇中国儿童和青少年样本的相关研究,然后进行数据提取、表格整理并采用Hunter-Schmidt方法计算基于样本权重各个指标的平均值。结果显示中文版SDQ宗3个版本困难总分的信度较好,分量表的信度有待提高,尤其是同伴关系问题信度较低;聚合效度和判别效度整体指标相对较好,结构效度研究较少,报告者之间的相关性较弱。整体而言,中文版SDQ 3个版本都具有可以接受的信度和较好的效度,但分量表的信度有待提高,关于结构效度的研究需要增加。(本文来源于《中国公共卫生》期刊2017年04期）
张晶宇,康晶,许占斌,姜喜涛,韩盼盼[5]（2016）在《儿童长处和困难问卷(家长版)哈尔滨地区应用的信效度研究》一文中研究指出目的研究长处和困难问卷(SDQ)(家长版)在哈尔滨地区6~12岁儿童中应用的信度和效度。方法对哈尔滨两个行政区6所中小学共4 507名1~6年级学生进行SDQ(家长版)的评定。对其中466名学生间隔4~6周进行SDQ(家长版)重测。结果总问卷的Cronbach’sα系数0.630,各因子的Cronbach’sα系数为0.286~0.751;间隔4~6周的困难总分重测相关系数为0.692,各因子重测相关系数为0.516~0.713;分半信度为0.670。各因子分与困难总分之间的相关系数为0.618~0.790,各条目分与对应因子分之间的相关系数为0.512~0.707;SDQ(家长版)与Conners父母用症状问卷(PSQ)的所有评分都相关(P<0.01);经因子分析后得到原作者的叁个清晰因子(亲社会因子、注意缺陷/多动因子、情绪因子)及两个行为因子;注意缺陷/多动障碍(ADHD)样本与学校抽样样本各因子分与困难总分显着差异(P<0.002)。结论长处和困难问卷(家长版)信度、效度较好,可以用于哈尔滨地区6~12岁儿童的心理健康状况评估。(本文来源于《哈尔滨医科大学学报》期刊2016年04期）
高欣,石文惠,翟屹,何柳,施小明[6]（2013）在《长处与困难问卷(父母版)在中国8个省份22,108名小学生中的调查结果(英文)》一文中研究指出背景:我国儿童心理问题不断增多,因此能够有效评估儿童行为和情绪问题的筛选工具对于促进我国儿童身心健康和预防儿童精神疾病有重要的意义。目的 :在来源于中国不同地区城市和农村的大样本儿童中对国际公认的长处和困难问卷(SDQ)中文版的使用进行评估,包括情绪症状、品行问题、多动/注意缺陷、同伴交往问题和亲社会行为。方法 :采用分层随机抽样选取8省份22,108名小学生(年龄在5岁至13岁)的法定监护人(父母为主)进行SDQ(父母版)中文版问卷调查。本研究评估了SDQ评分与社会人口学特征之间的关联性,并比较了中国与日本和英国在"异常","临界"和"正常"标准的百分位划界分。结果 :SDQ(父母版)5个分量表中有4个内部一致性尚可,但是"同伴关系问题"分量表则较差(alpha=0.22)。监护人反映男孩比女孩的多动/注意力缺陷问题更多,而女孩比男孩的情感症状问题突出。男孩和女孩的多动/注意力缺陷问题都会随着年龄的增长而减少,而同伴交往问题随着年龄增长而增多。农村地区和监护人不是父母(即祖父母或其他亲属)的孩子中,情绪症状、品行问题和同伴交往问题较为普遍。中国儿童中判定为"异常"的90%百分位划界分(19-40)要高于日本和英国报道的儿童划界分。讨论:此项研究提示,对男孩的多动/注意缺陷问题应在10岁之前开始预防,并且在青春期早期就要开始训练如何减轻与同伴交往带来的压力。进一步的研究需要注重于提高SDQ在中国文化背景下的信效度,并确定SDQ对于识别孩子是否需要心理健康服务的敏感性和特异性。(本文来源于《上海精神医学》期刊2013年06期）
赵冰,黄峥,郭菲,胡毅,陈祉妍[7]（2013）在《长处与困难问卷父母评和自评的一致性》一文中研究指出目的:研究长处与困难问卷(SDQ)父母卷和自评卷应用情况,分析父亲、母亲、青少年叁者对SDQ问卷评价的异同。方法:采用全国青少年心理健康调查数据,对4644名11岁到21岁的在校学生长处与困难问卷的父母卷和自评卷数据进行分析。结果:问卷信度、效度总体良好。父亲评与母亲评在多动-注意、同伴关系、亲社会维度上有差异,在青少年早、中、晚期,自评分数普遍高于父母评,父母评和自评在大部分维度上有差异,如情绪症状、行为问题、多动注意叁个维度,男生组和女生组结果在同伴关系和亲社会维度上略有不同。结论:长处与困难问卷父母评结果趋于一致,父母评和自评结果在各个维度上普遍存在差异。(本文来源于《中国临床心理学杂志》期刊2013年01期）
黄韵如,晏强,李远艺,刘娇,姚慧卿[8]（2012）在《长沙市737名6～17岁中小学生长处和困难问卷调查分析》一文中研究指出目的:探讨长沙市中小学生心理健康问题,为进一步干预提供参考依据。方法:采用长处与困难问卷(父母版)对737名长沙市6~17岁中小学生进行调查评估。结果:困难问题检出率为14.11%;男生品行因子、多动因子和影响因子分高于女生;女生亲社会因子、情绪因子分高于男生;11~13岁、14~17岁年龄组困难总分、同伴因子和情绪因子分高于6~10岁年龄组。与中国常模对照,困难总分、同伴因子分高于常模,其余相似;与其他各国常模对照,得分差异较大。结论:不同性别、年龄学生存在不同困难。应建立特定长处与困难问卷常模,并采取针对性措施。(本文来源于《中南大学学报(医学版)》期刊2012年08期）
赵蓉[9]（2011）在《父亲和母亲对儿童长处与困难问卷回答的一致性研究》一文中研究指出目的：了解儿童长处和困难问卷父母回答的一致性,分析影响父母回答一致性的因素。方法：采用整群随机抽样,抽取在长沙市连续居住叁个月以上的3-6岁的儿童父母作为样本,填写儿童长处和困难问卷(父母版)及自编的一般社会人口学资料问卷,后者包括儿童及父母的一般人口学特征、父母陪伴儿童的时间以及对儿童关心的程度(分5级计分)。以卡方检验、Spearman相关系数、Kappa值、及组内相关系数(intraclass correlation coefficient, ICC)评测父母回答的问卷在儿童行为问题、问卷不同维度及条目上的一致性,并分析影响一致性的因素。结果：共抽到117个符合样本要求的儿童,其中共有106个儿童的父母完成了儿童长处和困难问卷及一般资料调查表,样本的有效回答率为91%。样本的特征：①儿童特征：总人数106人,男童59人,女童47人；3岁组35人,4岁组32人,5岁组15人,6岁组24人。②父亲特征：父亲106人,其中本科以上学历占62.3%；职业集中在知识及技术层次高的行业,其中政府公务员、科教文卫专业人士与企业管理人员占61.3%；年收入5万元以上占59.4%；陪伴孩子活动时间所占比例最高的为每天陪伴2-3小时,占44.3%；关心孩子的程度所占比例最高的是8分以上,占42.5%。③母亲特征：母亲106人,其中本科以上学历占52.8%；职业在知识及技术层次高的行业,如政府公务员、科教文卫专业人士与企业管理人员的比例为50%；年收入5万元以上占28.2%；陪伴孩子活动时间所占比例最高的为每天陪伴3-4小时,占50%；关心孩子的程度所占比例最高的是8分以上,占55.6%。④父母特征比较：从父母的特征看,在父母关心孩子的程度方面,母亲和父亲没有统计学差异(χ2=18.343 P>0.05)；在父母陪伴孩子活动的时间方面,母亲陪伴孩子的时间比父亲多(χ2=74.386P<0.01)；在学历方面,父亲的学历高于母亲(x2=89.053 P<0.01),在职业方面,父母的职业有统计学差异(x2=176.728 P<0.01),其中父亲比母亲更多的集中在知识密集型行业,而母亲作为自由职业者比父亲多；在收入方面,父亲的收入高于母亲的收入(χ2-65.547 P<0.01)。父母回答的一致性：①整体检出率的一致性较好(Kappa=0.417 JP<0.05)。②维度评定的一致性。品行问题维度评定的一致性中度(Kappa=0.414 P<0.05),其他评定的维度一致性均较差(Kappa<0.4 P<0.05)一致性递减依次为总体困难、亲社会行为、影响因子、过度活跃、同伴问题、情感症状维度。③条目评定的一致性：在组成7个维度的30个条目中,只有3个条目ICC>0.7,分别为“至少有一个好朋友(ICC=0.78, P<0.01) ",“很乐意与别的小孩分享东西(糖果、玩具、铅笔等)(ICC=0.777, P<0.01)”、“容易分心,注意力不集中ICC=0.708, P<0.01) "其他条目评定者一致性较差(ICC<0.7),一致性最低的叁个条目是量表的附加问题中用来评估影响程度的条目：“这些困难是否对孩子家庭生活造成干扰(ICC=0.000, P>0.05)"、“这些困难是否对孩子与朋友的关系成干扰(ICC=0.000, P>0.05)"、‘这些困难是否对孩子上课学习成干扰(ICC=-0.091, P>0.05)"。对问卷条目的检讨,发现问卷条目定义得越量化、越具体,父母对条目回答的一致性越好；条目内容越模糊、越需要推断,父母对条目回答的一致性越差。父母特征与儿童行为问题整体检出率显示,父亲年收入为影响评定者一致性的因素(P<0.05)。结论：①父母对儿童长处和困难问卷回答的整体一致性为中度,7个维度中品行问题回答的一致性为中度,总体困难、亲社会行为、影响因子、过度活跃、同伴问题、情感症状维度的一致性低,评定的条目中一致性较好的只有3个。②影响评定一致性的评定者因素主要为父亲的年收入；影响评定者一致性的问卷因素主要是条目定义的明确程度和量化程度。(本文来源于《中南大学》期刊2011-05-01）
黄广文,吴虹,杜其云,刘智昱,黄群[10]（2010）在《湖南省农村3～7岁留守儿童长处和困难问卷调查分析》一文中研究指出【目的】探讨湖南省农村3~7岁留守儿童情绪行为问题,为进一步干预提供参考依据。【方法】采用自拟儿童基本情况调查表、儿童长处和困难问卷(SDQ)对1 605例农村3~7岁儿童进行调查评估。【结果】留守儿童困难问题检出率为3.2%。留守儿童同伴交往问题评分显着高于非留守儿童(t=2.318,P<0.05)。男性留守儿童品行问题、多动注意不能、同伴交往问题及困难总分评分显着高于女性留守儿童(t=2.283~3.525,P<0.001~0.050)。女性留守儿童情绪症状及亲社会行为评分显着高于男性留守儿童(t=-3.160~-2.332,P<0.01~0.05)。与留守儿童困难问题有关的影响因素为留守儿童自身心理状况、主要监护人主观感受、留守儿童日常照顾状态、主要监护人对照顾留守儿童的意愿以及留守儿童物质生活保障。【结论】农村留守现象影响儿童情绪行为问题,应注重留守儿童情绪行为问题干预。(本文来源于《中国儿童保健杂志》期刊2010年01期）
长处和困难问卷论文开题报告
（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:检验中文版长处与困难问卷信度系数(α系数、重测信度系数和分半信度)的稳定性,以及探讨α系数的影响因素。方法:根据预先设定的文献纳入标准,本研究共纳入46篇论文的60个样本(N=114576),采用信度概化元分析技术对中文版长处与困难问卷的信度系数进行分析。结果:(1)叁种信度的异质性显着,随机效应模型估计的α均值分别为:困难分量表0.749、情绪症状分量表0.686、品行问题分量表0.593、多动与注意不能分量表0.741、同伴关系分量表0.397和亲社会行为分量表0.743。(2)通过混合效应模型的调节分析发现:出版年份、使用版本、文献来源、出版物类型这4类研究特征对各分量表分数的α系数有不同程度的调节作用。在样本特征方面,东部沿海地区和儿童群体α系数都较低。结论:品行问题和同伴关系分量表可靠性低,题项异质程度大,建议修订题项。同时应注意样本特征和研究特征对α系数的影响,特别是用于东部沿海地区及儿童样本时需要谨慎。
（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。
长处和困难问卷论文参考文献
[1].闫莉枞,朱晓丹,张丽娜,李阳,马琪琪.儿童长处与困难问卷(父母版)在3～7岁听力障碍儿童中的适用性分析[J].中国康复理论与实践.2019
[2].许文兵,王孟成,邓嘉欣,刘惠华,曾红.长处和困难问卷中文版的信度概化分析[J].中国临床心理学杂志.2019
[3].许文兵.中文版长处和困难问卷的信度概化分析[D].广州大学.2017
[4].陈成滨,陈杰.中文版长处和困难问卷心理测量学特性研究综述[J].中国公共卫生.2017
[5].张晶宇,康晶,许占斌,姜喜涛,韩盼盼.儿童长处和困难问卷(家长版)哈尔滨地区应用的信效度研究[J].哈尔滨医科大学学报.2016
[6].高欣,石文惠,翟屹,何柳,施小明.长处与困难问卷(父母版)在中国8个省份22,108名小学生中的调查结果(英文)[J].上海精神医学.2013
[7].赵冰,黄峥,郭菲,胡毅,陈祉妍.长处与困难问卷父母评和自评的一致性[J].中国临床心理学杂志.2013
[8].黄韵如,晏强,李远艺,刘娇,姚慧卿.长沙市737名6～17岁中小学生长处和困难问卷调查分析[J].中南大学学报(医学版).2012
[9].赵蓉.父亲和母亲对儿童长处与困难问卷回答的一致性研究[D].中南大学.2011
[10].黄广文,吴虹,杜其云,刘智昱,黄群.湖南省农村3～7岁留守儿童长处和困难问卷调查分析[J].中国儿童保健杂志.2010
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