目的:通过结构方程模型探讨老年人内在能力中活力指示变量的构建方法。方法:针对2020年5月至2022年5月于北京医院老年科就诊患者的老年综合评估数据，收集常用于测量活力及活动能力的7个测量变量(体质指数、体重丢失、小腿围、握力、4 m步速、起立-行走、起立-坐下)。通过结构方程模型，以活动能力为参照，应用探索性因子分析、验证性因素分析及相关性分析探索并验证活力的指示变量。结果:探索性因子分析可知以上7个变量可归纳为两个潜变量，分别为活力、活动能力；其中体质指数、体重丢失、小腿围可共同反映活力；握力、4 m步速、起立-行走、起立-坐下可共同反映活动能力。验证性因素分析及模型检验提示测量模型构建合理，活力及活动能力指示变量分配合理[卡方和自由度比值( χ2/ df)＝35/13，比较拟合指数( CFI)＝0.96，近似误差平方根(RMESEA)(95% CI)＝0.06(0.04，0.08)]。指示变量相关性研究结果显示，握力-活力指示变量相关性较低，握力-活动能力的指示变量相关性较好( ＝0.33， ＝0.21)。 结论:老年人内在能力中的活力可用体质指数、体重丢失及小腿围测量；相比活力，握力更适合用于反映老年人的活动能力。

目的:探讨合理用药自我效能量表（Self-efficacy for Appropriate Medication Use Scale，SEAMS）在体外受精-胚胎移植（ in vitro fertilization-embryo transfer，IVF-ET）助孕患者中的适用性。 方法:应用SEAMS对494名上海市交通大学医学院附属瑞金医院生殖医学中心就诊的IVF助孕患者进行调查，采用SPSS和AMOS软件进行模型的构建，评定该量表的信效度。结果:SEAMS总量表的 Cronbach′s α是0.938，3个维度的Cronbach′s α在0.800~0.909之间；总量表的折半信度是0.888，3个维度的折半信度在0.800~0.890之间；总量表的重测信度是0.884，3个维度的重测信度在0.731~0.824之间。SEAMS得分与Morisky服药依从性问卷得分的相关系数为0.789（ P<0.001）。量表进行探索性主因子进一步分析，结果显示有3个公因子，累积贡献率是72.99%（KMO=0.929）；经验证性因子分析进一步验证，得到3因子的结构方程模型：χ 2=121.891，χ 2/d f=2.102，近似均方根残差（RMSEA）=0.067，比较拟合指数（GFI）=0.929，规范拟合指数（NFI）=0.947，增量拟合指数（IFI）=0.971，比较拟合指数（CFI）=0.971，各变量的因子载荷在0.70~0.88（ P<0.001），模型拟合良好。 结论:SEAMS量表有良好的信效度，可以用来评价IVF助孕患者的用药依从性。

目的:构建医学院校教学管理人员岗位胜任力模型。方法:2021年10月，通过文献研究法、行为事件访谈和德尔菲法建立岗位胜任力条目池，并以此编制调查问卷；对辽宁省7所医学院校464名教学管理人员进行问卷调查，采用因子分析法对数据进行分析。结果:问卷的克朗巴赫系数为0.969。经探索性因子分析，医学院校教学管理人员岗位胜任力模型由综合职业素养、管理协作能力、专业技能要求和个人性格特征4个因子32项胜任力特征组成。经验证性因子分析，平均提取方差值( AVE)均大于0.5，组合信度( CR)均大于0.7，这说明模型聚合效度良好。使用结构方程拟合指标对模型拟合度进行评价，其中卡方自由度之比( χ2/ df)为2.996<3，近似误差均方根( RMSEA)<0.08。 结论:本研究所构建的医学院校教学管理人员岗位胜任力模型拟合度良好，有助于教学管理人员的招聘培训和考核评价。

目的:基于WHO的护理教师核心胜任力(nurse educator core competencies，NECC)框架形成护理教师核心胜任力量表，并检验其信度和效度。方法:通过翻译、回译得到中文版NECC框架，作为护理教师核心胜任力量表的条目，采用李克特4级评分法形成量表初稿，邀请专家评价内容效度，根据专家意见调整问卷后，通过便利抽样选取北京市高校附属医院598名临床护理教师填写问卷。采用探索性结构方程模型(exploratory structural equation modeling，ESEM)评价结构效度，采用相关分析评价效标关联效度，采用克朗巴赫系数评价内部一致性信度，采用Spearman-Brown法计算前后折半信度。结果:量表内容效度指数为0.810；经ESEM分析， χ2值为955.376( P<0.001)，近似误差平方根为0.048(0.044~0.052)，比较拟合指数为0.992，塔克·刘易斯指数为0.987，加权均方根残差为0.584，最终确定8个维度。量表总分与临床护理教师胜任力模型总分之间显著相关( r＝0.599， P<0.001)，效标关联效度较好。总体克朗巴赫系数为0.975，各维度克朗巴赫系数为0.830~0.934。折半信度为0.910。 结论:基于NECC框架形成的护理教师核心胜任力量表信度和效度可接受，可用于评估国内临床护理教师的核心胜任力。

目的:探索老年认知障碍患者与正常老年人群各个认知域的特点。方法:共335例患者入组，平均年龄(81.5±9.0)岁，其中认知能力正常者166例，轻度认知障碍患者130例，痴呆患者39例。测量蒙特利尔认知评估量表(MoCA)(北京版)。经探索性因子分析并结合理论确定潜变量以及显变量数量后，建立结构方程模型。先观察总体老年人群量表内部结构，再将人群分为认知正常组与认知障碍组，建立测量模型。结果:探索性因子分析计算数据的KMO值为0.762，量表测量的维度可以分为4个主要的潜变量：记忆力、视空间执行力、语言能力、注意力。总体数据结构方程模型CMIN值为44.039( P＝0.168)，总体模型及分组测量模型的指标均提示拟合良好。模型显示：视空间执行力对认知能力的影响最大，路径系数达0.742；语言能力则最小，路径系数仅0.091。潜变量注意力在分组后对记忆力、视空间执行力、语言能力的路径系数分别为：0.372比0.236、1.663比1.102、1.090比0.798，组间差异有统计学意义(均 P<0.05)。 结论:运用SEM模型可以帮助研究者在总体上理解量表各个组分的作用，对量表的运用、解读都有帮助。

目的:分析健康体检人群健康认知、饮食方式及健康水平之间的相互关系。方法:本研究为横断面研究，选取2022年在中南大学湘雅三医院参加健康体检的55 339例受检者为研究对象，采用探索性因素分析进行饮食方式分类，方差成分分析法验证问卷效度，可靠性分析进行问卷信度检验。计量资料采用方差分析，计数资料采用卡方检验，同时构建居民健康认知结构方程模型，分析健康认知、饮食方式与健康水平之间相互关系。结果:男性健康认知水平显著高于女性（19.40±2.96 比 19.26±2.96分， F=34.11， P<0.001），≥50岁组在各年龄段人群中健康认知水平最高为19.89±3.17分（ F=434.93， P<0.001），超重人群健康认知水平高于其他组人群为19.53±2.95（ F=84.09， P<0.001）；男性心理健康评估结果显著优于女性（11.98±3.79比12.76±4.21分， F=521.07， P<0.001），而女性身体健康指标总体优于男性；心理健康指标评估≥50岁组最好，为11.13±3.26分（ F=1 053.30， P<0.001）；超重组心理健康评估结果最好，体重指数偏低居民心理健康评估结果最差（12.04±3.84 比 13.31±4.38分， F=104.05， P<0.001）。结构方程模型发现，健康体检人群健康认知对其健康水平的总效用为0.66；同时，饮食方式在健康认知和健康水平之间存在部分中介作用，健康认知对饮食方式的直接效用0.31，饮食方式对健康水平的直接效用0.61。 结论:健康体检人群健康认知对健康水平既有直接效应，也有间接效应。

目的:开发适用的简版独处行为量表。方法:对天津和山东两所高校的大学生进行施测，保留有效数据2 484份，基于探索性结构方程模型(exploratory structural equation model，ESEM)和项目反应理论的拓展分步评分模型(generalized partial credit model，GPCM)对量表进行简化。对贵州省100名在校大学生间隔2个月进行重测，用于计算简版量表的重测信度。采用R语言、Mplus 8.0和SPSS 24.0进行数据分析。结果:根据ESEM和GPCM的结果，独处行为量表共删除18道题目，保留积极独处、孤僻、社交回避和孤独4个因子共16道题目。简版独处行为量表的Cronbach’s α系数在0.75以上，验证性因素模型拟合良好，指标为 χ2/ df＝4.74，TLI＝0.92，CFI＝0.95，SRMR＝0.05，RMSEA＝0.06；重测信度在0.60以上，以大五人格、社会支持和自尊作为效标关联效度，积极独处与外向性、严谨性、宜人性、开放性和自尊呈显著正相关( r＝0.07，0.25，0.15，0.26，0.09，均 P<0.05)，孤僻、社交回避与外向性、严谨性、宜人性、社会支持和自尊呈显著负相关( r＝-0.25，-0.22，-0.45，-0.16，-0.36，均 P<0.05； r＝-0.26，-0.09，-0.06，-0.18，-0.36，均 P<0.05)，与神经质呈显著正相关( r＝0.25，0.32，均 P<0.05)，孤独与外向性、严谨性、宜人性和自尊呈显著负相关( r＝-0.08，-0.11，-0.08，-0.33，均 P<0.05)，与神经质呈显著正相关( r＝0.33， P<0.05)。 结论:简版独处行为量表具有良好的心理测量学的特性，可用于评估个体的独处行为。

目的:探究中文版哥本哈根多中心不孕症－生育问题心理压力简式量表（Copenhagen Multi‐Centre Psychosocial Infertility research program Fertility Problem Stress Scales，COMPI-FPSS）在不孕人群中的信度和效度。方法:遵循Brislin翻译原则对COMPI-FPSS原量表进行汉化，采用便利抽样法抽取2023年3月至2023年9月期间于北京大学第三医院生殖医学中心初次就诊的不孕症女性进行调查，应用SPSS26.0、AMOS26.0软件对中文版COMPI-FPSS进行探索性因子分析及结构模型构建行验证性因子分析，研究该量表的信效度。结果:本研究共回收有效问卷967份，COMPI-FPSS总体Cronbach’s α系数为0.896，各维度组合信度均>0.7，量表信度好。探索性因子分析中，共提取3个公因子，累积贡献率为74.05%（KMO=0.855）；验证性因子分析中，通过结构方程模型构建：χ 2=104.54，χ 2/ df=4.36，近似误差均方根=0.06，比较拟合指数=0.99，拟合优度指数=0.98，规范拟合指数=0.98，增值拟合指数=0.99，模型拟合良好；各条目在相应维度上的因子负荷值为0.631~0.914，量表结构效度好。 结论:中文版COMPI-FPSS在不孕人群中有良好的信度和效度，可作为可靠测量工具评估不孕症女性社会心理健康及生育压力水平。

目的:探究二次矫治行为动机因素对再治疗作用大小和相互关系.方法:有正畸治疗史的大学生填写调查问卷,经样本成分分析、单因素分析、信效度分析、因子分析,获得二次矫治动机的潜在因素,构建结构方程模型(SEM)探索性分析各因素对二次矫治动机作用大小和影响关系.结果:559名有正畸治疗史的受访者中 217人有二次矫治意向(男性32.26％,女性67.74％).结构方程模型标准化路径系数提示牙齿排列情况和牙列咬合状态对口腔功能因素的影响强度分别是0.27和0.26,影响程度较弱.牙齿排列情况对外貌因素的影响强度是0.54,影响程度一般.外貌因素、牙排列情况、口腔功能、牙列咬合状态对二次矫治需求的影响强度分别是0.84、0.68、0.73、0.66,各影响程度较强.结论:女性大学生二次矫治需求高于男性.前牙美学微笑曲线、和谐美观的面部软组织和完美的侧貌轮廓是二次矫治患者共同的心理追求.牙排列因素是二次矫治需求的基础因素.首次矫治未达预期是二次矫治需求重要的心理因素.

背景 分级诊疗是医改的主要目标之一,2015 年国务院办公厅发布的《关于推进分级诊疗制度建设的指导意见》(国办发[2015]70 号)提出,2017 年基层医疗卫生机构诊疗量占比要超过 65.0%,但当年占比为54.2%,且近年来呈总体下降趋势.既往文献多针对需方(患者)开展研究,而作为分级诊疗的供方之一,全科医生参与分级诊疗意愿的调查研究较少.目的 本文拟以苏州市为例,对全科医生参与分级诊疗意愿进行调查,对其影响因素进行分析,给出提高全科医生参与分级诊疗意愿的建议,为制定分级诊疗相关政策提供参考.方法 于2022年6月,采取多阶段方便抽样方法,选取苏州市 4 县、6 区 175 个基层医疗卫生机构的 1 451 名全科医生,采用自行编制的调查问卷展开调查.问卷内容包括全科医生的基本情况(人口学特征)调查、全科医生参与分级诊疗意愿调查(此部分问卷基于全科医生参与分级诊疗意愿影响因素拓展模型进行编制,此拓展模型为计划行为理论和技术接收模型的融合模型结合文献检索和访谈收集内容构建而成),根据问卷调查结果,使用结构方程模型检验全科医生参与分级诊疗意愿影响因素拓展模型拟合度,判定模型拟合效果;使用探索性因子分析计算全科医生参与分级诊疗意愿的各影响因素的权重(影响力),构建全科医生参与分级诊疗意愿影响因素影响关系模型.结果 参与本次问卷调查的全科医生有1 451 名,回收有效问卷 1 302 份,有效率 89.73%.全科医生参与分级诊疗意愿影响因素拓展模型拟合良好.全科医生参与分级诊疗意愿影响因素影响关系中,参与态度、主观规范和知觉行为控制共同影响全科医生参与分级诊疗的意愿,三者权重分别为:46.22%、9.75%、44.02%;感知收益、感知好用共同解释参与态度,两者权重分别为 15.14%、31.08%;可支配资源和预期阻力共同解释知觉行为控制,两者权重分别为 27.07%、16.95%.结论 全科医生对上级医院医疗服务能力认可程度、转诊手续繁简程度、上级医院医疗资源向全科医生放开程度,对全科医生参与分级诊疗意愿影响较大,建议从行政、组织、个人三个层面,采取加强医联体内人员交流互动、利用信息化手段简化转诊流程与手续、鼓励上级医院向全科医生定向定量放开门诊号源、病房床位等医疗资源的优先预约权限等多种措施,提高全科医生参与分级诊疗意愿.