體質量表統計分析方法

『壹』 國家新出《中醫體質分類與判定》標准具體文件內容是

2009年4月9日，《中醫體質分類與判定》標准正式發布，該標準是我國第一部指導和規范中醫體質研究及應用的文件，旨在為體質辨識及與中醫體質相關疾病的防治、養生保健、健康管理提供依據，使體質分類科學化、規范化.《中醫體質分類及判定》標准制訂工作2006年6月正式啟動，由國家中醫葯管理局主管，中華中醫葯學會體質分會編制完成。標准共分為范圍、術語和定義、中醫體質9種基本分類和特徵、中醫體質分類的判定、附錄(中醫體質分類和判定表)5個部分。中醫體質學者根據人體形態結構、生理功能、心理特點及反應狀態，對人體體質進行了分類，制訂出中醫體質量表及《中醫體質分類與判定》標准。該標准應用了中醫體質學、遺傳學、流行病學、心理測量學、數理統計學等多學科交叉的方法，經中醫體質專家、臨床專家、流行病學專家多次討論論證而建立，並在全國范圍內進行了21948例流行病學調查，顯示出良好的適應性、可行性.該標准將體質分為平和質、氣虛質、陽虛質、陰虛質、痰濕質、濕熱質、血瘀質、氣郁質、特稟質九個類型，應用了流行病學、免疫學、分子生物學、遺傳學、數理統計學等多學科交叉的方法，經中醫臨床專家、流行病學專家、體質專家多次論證而建立的體質辨識的標准化工具，並在國家973計劃「基於因人制宜思想的中醫體質理論基礎研究」課題中得到進一步完善。通過21948例流行病學調查，該標准具有指導性、普遍性及可參照性，適用於從事中醫體質研究的中醫臨床醫生、科研人員及相關管理人員，並可作為臨床實踐、判定規范及質量評定的重要參考依據。該標准曾在多家「治未病」中心及中醫葯科研單位以及26個省、市、自治區(包括香港特別行政區、台灣地區等)試用。中醫體質分類與判定平和質 (A型)總體特徵：陰陽氣血調和，以體態適中、面色紅潤、精力充沛等為主要特徵。形體特徵：體形勻稱健壯。常見表現：面色、膚色潤澤，頭發稠密有光澤，目光有神，鼻色明潤，嗅覺通利，唇色紅潤，不易疲勞，精力充沛，耐受寒熱，睡眠良好，胃納佳，二便正常，舌色淡紅，苔薄白，脈和緩有力。心理特徵：性格隨和開朗。發病傾向：平素患病較少。對外界環境適應能力：對自然環境和社會環境適應能力較強。

『貳』 生長發育測量的方法有哪些

觀察如果發現自己的孩子比周圍同年齡、同性別的孩子長得慢、個頭矮，就應盡早找醫生咨詢，通過孩子的生長量表，了解孩子是平均身高還是偏矮身高。

記錄孩子的生長速率如果孩子第一年長不到25cm，第二年長不到10cm,2歲以後到青春發育前，每年生長的高度不到5cm，應該就醫咨詢。對於生長發育中的孩子，家長應該記錄孩子每年長多少。如果沒有測量，孩子的褲子幾年都穿不短，肯定也有問題。

注意孩子的性發育性早熟或青春早發育的孩子會伴有骨齡提前，可能導致「高小孩」、「矮大人」現象。現實中不少孩子在小學時身高比同齡孩子高，家長從沒想過孩子會有身高問題。

但到了初中或高中孩子生長速率逐漸下降，在班裡排隊越來越靠前，如果那時再來就醫，孩子的骨骺可能就已經閉合或接近閉合了。也就是說，孩子就醫時不理想的身高，可能就是他的終身高度了。因此，過早的躥長可能是骨齡提前的徵象。

『叄』 問卷調查所能用的統計方法有哪些

1. 調查的樣本量太小，計算出的結論可靠性不高。

例如看到一些研究生的論文，只發了幾十份問卷調查表，就根據統計到的百分比寫下十分肯定的結論。其實，是有問題的。

例如：調查「你對××活動喜歡的程度」，調查了45人。調查結果：非常喜歡2人，喜歡5人，一般10人，不太喜歡13人，不喜歡15人。作者統計出：喜歡和非常喜歡的共7人占調查人數45人的15.5%，不太喜歡和不喜歡的共28人，佔62.2%。並根據15.5%和62.2%來進一步寫結論。

但是，他忽略了調查的樣本計算出率以後，還應該計算率的標准誤和置信區間。如本例喜歡率為15.5%。還應該計算率的標准誤Sp。

_________ _________________

本例，喜歡率的標准誤 Sp =√P(1-P)/n = √15.5(100-15.5)/45 = 5.39 %

按樣本量n，查t值表上, n-1的t0.01和t0.05 的值，查得t0.05＝2.02 , t0.01＝2.69, 根據喜歡率15.5 %、標准誤5.39 % 和t0.05的值,可計算出：

95% 置信區間：15.5±2.02×5.39＝4.6%～26.4%。(置信區間上下限的差值高達21.8%)。

95% 置信區間的含義是，如果用樣本的喜歡率15.5%來估計總體的喜歡率時，有95%的可能是在4.6%～26.4%的區間之間。這樣高達21.8%的區間意味著15.5%是不太可信的。

但是，如果擴大樣本量到450人，4500人，而統計出的喜歡率也是15.5%。由於調查的樣本量擴大了，標准誤 Sp會縮小，計算出的95% 置信區間也就縮小為12.2%～18.8%和14.4%～16.6%。這時用樣本率估計總體率時，上下限的差值很接近15.5%，才是可信的。

2. 調查數據的統計分析過於簡單。

目前看到的調查數據統計分析大都比較簡單。只是計算各個問卷指標的百分比，如上面舉例的喜歡率15.5%等等。

要避免統計分析過於簡單，首先，在做調查表設計時，就事先要考慮好調查數據的統計分析方法。例如同樣是調查「你對××活動喜歡的程度」，除了要擴大調查樣本量外，在調查表中增加調查性別和年齡。這樣就可以採用一種較為復雜的方法——交叉分析。交叉分析是分析「年齡」、 「性別」和「對××活動喜歡程度」三個變數之間的關系。假設不分類統計時，喜歡率是15.5%。交叉分析後就會發現由於性別的不同，年齡段的不同喜歡率是不同的。

例如：2005年國民體質監測問卷調查中，對「睡眠時間」的統計分析，如果只是簡單地計算某市成年男子2473人的問卷，只能統計出：睡眠6小時以下的人為13.4%，睡眠6～9小時的73.6%，睡眠9小時以上的13%。但是，如果增加年齡因素，分年齡段進行統計就可以看到，各年齡段的百分比是不同的（統計表略）。利用分年齡段的百分比還可以畫出折線圖（圖略）。從圖上更可以清楚的顯示出：隨著年齡增加，睡眠時間逐漸減少的趨勢。

上述統計分析方法比較簡單。但是，僅靠簡單的統計方法來處理問卷調查數據是十分可惜的，因為大量的數據信息還沒有充分利用。所以，設計問卷時，就應該注意到，讓收集到的調查數據能做多因素統計分析（如：回歸分析，因子分析等）。下面是我幫助或指導有關單位做過的統計分析實例：

例1：2005年國民體質監測的調查問卷內容中，包括了各人的文化程度，職業，工作、生活和體育鍛煉等方面的許多問題。為了分析這些調查內容和各人的體質有什麼關系，找出哪些因素對體質的好壞特別有關？在進行統計分析時，就需要把體質監測的指標和問卷調查的內容聯系起來進行統計。

在成年組調查問卷內容中可進行計算的12個問題是：受教育程度，職業，平均每周工作時間，平均每天睡眠時間，睡眠質量，平均每天步行時間，平均每天坐姿活動時間，吸煙狀況，運動感受，平均每周鍛煉次數，平均每次鍛煉時間，堅持鍛煉時間。把這些作為X1, X2, ……X12，再把每個人體質監測中的體質總分作為Y，就可以進行逐步回歸分析計算。

某省成年男甲組4242人的數據用逐步回歸分析計算結果是：從12個指標中依次選出了X 1 (受教育程度)，X12 (堅持鍛煉時間)， X10(平均每周鍛煉次數)，X7(平均每天坐姿活動時間) 4個指標。得到回歸方程：

Y = 21.85+ 1.02 X 1 -0.20 X7+ 0.34 X10 + 0.28 X12 F=101.92 (P<0.01)

復相關系數 R= 0.296

根據回歸方程的系數就可以知道：受教育程度高，平均每周鍛煉次數多，堅持鍛煉時間長，平均每天坐姿活動時間少的人體質總分就高。反之就低。而這個結論只做一般的調查表百分比統計，是得不到的。

例2：某市開展《超重與肥胖人群運動與營養綜合干預實驗研究》12周後，對參加者進行了問卷調查，內容有：每天進餐情況（分為：五分飽，八分飽，十分飽），每周快走次數（分為：3次以下，3次，4次，5次及以上），每次快走時間（分為：30分鍾以內，30～60分鍾，60～90分鍾，90分鍾以上），每次快走距離（分為：3公里以下，3～4公里，5公里及以上）等。

如果僅統計各個問卷內容的百分比，只能計算出如：每次快走時間30分鍾以內的29人佔22.1%，30～60分鍾的47人佔35.9%，60～90分鍾的19人佔14.5%，90分鍾以上的36人佔27.5% 等等，這樣的統計結果並不能說明什麼問題。更無法分析出哪些是對減肥有效果的因素。

但是，把問卷調查的內容與參加12周實驗後各人體重下降值聯系起來統計，情況就不同了。如可以分別計算出：每周快走次數、每次快走時間等指標與體重下降值的相關系數。當計算出以上指標都和體重下降值呈中度或低度相關時，還可以進一步用回歸分析的方法計算出標准回歸系數或偏回歸平方和來分析各指標對體重下降的作用大小。

本例有131人參加實驗，為了用數學表達式來描述：飲食、運動量和降體重的關系。把調查表內容轉換成數字後，選擇了X1（每天進餐情況）、X2（每周快走次數）、X3（每次快走距離）與Y（體重下降值）計算出三元回歸方程：

Y= 1.26－1.30 X1 +0.59 X2 +1.70 X3 F =13.855 (P<0.01)

復相關系數 R = 0.4966

從回歸方程可以看到，在吃八分飽的情況下，增加每周快走次數和每次快走距離，降體重的效果更好。

可見，當採用了多元回歸分析方法後，可以充分利用調查表裡的信息從而獲得比簡單的統計百分比更多的研究結果。

例3：某市對學生體質下降原因進行調研時，設計的調查表內容包括：學生、家長、學校等方面30多項指標。為了分析調查的各指標對學生身體素質影響的主次關系，從調查表中選出可進行因子分析計算的26個指標進行了R型因子分析計算。

R型因子分析通過計算，可找出控制著所有指標的幾個主要因素。計算後，原來的許多指標重新組合成較少的幾個新的綜合指標──公因子。這些公因子相互獨立而且反映了原來指標的絕大部分信息。通過R型因子分析的結果，可以看出哪些指標是同一類的，每一個指標以哪一公因子為主，其他公因子所佔比例如何，從而分析該指標的特點。還可根據貢獻率較大的幾個公因子中所包括的指標，來分析出各指標的主次關系。

對3699名中學生的調查數據作R型因子分析計算後，從貢獻率最大的5個公因子所包括的調查指標看，歸入第1公因子的7個指標，都和參加體育活動有關，因此把第一公因子命名為體育活動因子，歸入第2公因子的2個指標，是反映學生家長文化水平的學歷，歸入第3公因子的2個指標，是反映學生是否關心自己體質、健康的指標，歸入第4公因子的2個指標，是反映學校是否關心和組織學生體育活動的指標，歸入第5公因子的2個指標，是反映學生家長對體育運動的態度的指標。

從而可以分析出，對學生體質影響最大的第一因素是學生參加體育活動的情況，第二因素是家長的文化水平高低，第三因素是學生自己是否關心自己的體質、健康情況。第四因素是學校是否關心和組織學生參加體育活動，第五因素是家長是否喜愛體育活動是否支持學生參加體育活動。

因子分析的優點在於用一個或少數幾個綜合指標概括原始數據中盡量多的信息，它能夠實現對問題的高度概括，並揭示出一般的特徵和規律。本例通過因子分析的統計方法，從學生填在26個調查問卷中的信息，分析出了對學生體質影響的幾個主要因素。

『肆』 卡特爾16pf問卷手動算分怎麼算還有那個標准分怎麼弄的。我只用某個類型下的一部分題目可以算出來嗎

標准分=5+（1.5*（原始分-原始平均分）)／標准差
本測驗的 16 種人格因素中，1～3 分為低分，8～10 分為高分。
16PF各因素「高點分數」的意義簡介如下：
因素A樂群性：高分者外向、熱情、樂群；低分者緘默、孤獨、內向。
因素B聰慧性：高分者聰明、富有才識；低分者遲鈍、學識淺薄。
因素C穩定性：高分者情緒穩定而成熟；低分者情緒激動不穩定。
因素E恃強性：高分者好強固執、支配攻擊；低分者謙虛順從。
因素F興奮性：高分者輕松興奮、逍遙放縱；低分者嚴肅審慎、沉默寡言。
因素G有恆性：高分者有恆負責、重良心；低分者權宜敷衍、原則性差。
因素H敢為性：高分者冒險敢為，少有顧忌，主動性強；低分者害羞、畏縮、退卻。
因素I敏感性：高分者細心、敏感、好感情用事；低分者粗心、理智、著重實際。
因素L懷疑性：高分者懷疑、剛愎、固執己見；低分者真誠、合作、寬容、信賴隨和。
因素M幻想性：高分者富於想像、狂放不羈；低分者現實、腳踏實地、合乎成規。
因素N世故性：高分者精明、圓滑、世故、人情練達、善於處世；低分者坦誠、直率、天真。
因素O憂慮性：高分者憂慮抑鬱、沮喪悲觀、自責、缺乏自信；低分者安詳沉著、有自信心。
因素Ql實驗性：高分者自由開放、批評激進；低分者保守、循規蹈矩、尊重傳統。
因素Q2獨立性：高分者自主、當機立斷；低分者依賴、隨群附眾。
因素Q3自律性：高分者知己知彼、自律謹嚴；低分者不能自製、不守紀律、自我矛盾、鬆懈、隨心所欲。
因素Q4緊張性：高分者緊張、有挫折感、常缺乏耐心、心神不定，時常感到疲乏；低分者心平氣和、鎮靜自若、知足常樂。
(2)次元人格因素分析 在16個人格因素的基礎上，卡特爾進行了二階因素分析，得到了4個二階公共因素，並計算出從一階因素求二階因素的多重回歸方程。這4個二階公共因素即是綜合相應一階因素信息的次元人格因素，其計算公式和解釋為：

①適應與焦慮性＝(38+2L+3O十4Q4—2C一2H一2Q3)÷10 式中字母分別代表相應量表的標准分(以下同)。由公式求得的最後分數即代表「適應與焦慮性」之強弱。低分者生活適應順利，通常感覺心滿意足，但極端低分者可能缺乏毅力，事事知難而退，不肯艱苦奮斗與努力。高分者不一定有神經症，但通常易於激動、焦慮，對自己的境遇常常感到不滿意；高度的焦慮不但減低工作的效率，而且也會影響身體的健康。

②內外向性＝(2A+3E+4F+5H一2Q2一11)÷10 運算結果即代表內外向性。低分者內向，通常羞怯而審慎，與人相處多拘謹不自然；高分者外傾，通常善於交際，開朗，不拘小節。

③感情用事與安詳機警性＝(77十2C+2E十2F+2N一4A一6I一2M)÷10 所得分數即代表安詳機警性。低分者感情豐富，情緒多困擾不安，通常感覺挫折氣餒，遇問題需經反復考慮才能決定，平時較為含蓄敏感，講究生活藝術。高分者安詳警覺，果斷剛毅，進取精神，但常常過分現實，忽視了許多生活的情趣，遇到困難有時會不經考慮，不計後果，貿然行事。

④怯懦與果敢性＝(4E+3M+4Q1+4Q2一3A一2G)÷10 低分者常人雲亦雲，優柔寡斷，受人驅使而不能獨立，依賴性強，因而事事遷就，以獲取別人的歡心。高分者獨立、果敢、鋒芒畢露，有氣魄。常常自動尋找可以施展所長的環境或機會。

(3)綜合人格因素分析(應用性人格因素分析) 綜合因素分析是以統計標准和社會適應性標准這雙重標准為根據的。盡管從理論上講經過因素分析處理後16個因素中各因素間是相互獨立的，但由於在社會適應的現實情境中某種行為表現往往是多種人格因素共同作用的結果，因此要分析人在某一實踐領域的實際表現，就必須將多種人格因素的得分結合起來進行綜合分析。於是卡特爾通過對實驗資料的統計，並搜集了7500名從事80多門職業及5 000多名有各種生活問題的人的人格因素測驗答案，詳細分析各種職業部門和各種生活問題者的人格因素的特徵和類型，提出了綜合多種人格因素得分進行分析的「預測應用公式」。在這些公式中卡特爾根據各因素在實際的社會情境中的某種行為表現中所起的作用大小，對不同因素進行了加權處理，因而在綜合分析中所依據的標準是在統計標准上加上了社會適應性標准。按照這樣的雙重綜合標准對受測者作出評價，就不僅要考慮每個因素的得分，還要考慮各因素的作用方向和權重以及它們之間的協調情況。比較常用的公式及其解釋有以下幾種：

①心理健康者的人格因素 其推算公式為：C+F+(11一O)+(11一Q4)。式中字母為各量表的標准分(以下同)。公式運算結果代表了人格層次的心理健康水平。通常在0—40分之間，均值為22分，一般不及12分者情緒很不穩定，僅占人數分布的10％。

②專業而有成就者的人格因素 其推算公式為：2Q3+2G+2C+E+N+Q2+Q1。通常總和分數介於10—100分之間，平均為55分，60分約等於標准分7，63分以上約等於標准分8、9、10，總和67分以上者一般應有所成就。

③創造力強者的人格因素 其公式為：2(1l—A)+2B十E +2(11一F)+H+2I＋M+(11一N)+Ql+2Q2。由此式得到的總分可通過下表換算成相應的標准分，標准分越高，其創造力越強。

④在新環境中有成長能力的人格因素 其公式為：B十G＋Q3十(11一F)。在新環境中有成長能力的人格因素總分介於4—40分間，均值為22分。17分以下者(約佔10％)不太適應新環境，27分以上者有成功的希望。

(4)特質因素沖突和協調分析 卡特爾將心理異常的原因視為由遺傳而來的體質傾向使人易於經驗到沖突，加上環境中個人的創傷經歷，也就是說病因是由沖突引起的。這與弗洛伊德關於心理疾病的看法是相似的。這些沖突可以從16PF的因素得分上看出來。所以卡特爾的16PF分析可以看成是一種「定量的精神分 析」。早在1965年卡特爾在《人格的科學分析》一書中就指出16PF具有查明病人的心理沖突的功能並建議臨床醫生使用16PF作為診斷工具。要達到這一目的，在使用16PF進行診斷時，就必須遵循「協調性原則」，即指幾種特定因素之間的協調，有兩個層次，其一是人的內在需要或慾望與其外部行為表現之間的協調性，其二是指與弗洛伊德所謂「本我」、「自我」、「超我」相對應的人格因素之間的協調性。卡特爾特別強調「自我」的作用，認為人格的成熟就是「自我力量」的壯大，使之能夠找出一種現實的、變通的解決辦法使其先天驅力或「能」有所變更，從而稱心如意償還宿願。當「自我」太弱，「本我」和「超我」太強，特別是後者太強時，最容易造成心理沖突。反之，「本我」太強而「超我」太弱，則易出現社會適應問題。所以心理健康的關鍵在於壯大「自我」。從這些協調性，特別是協調性出現反差(沖突)的情況中，可以發現個體內外適應上的問題及其原因。

『伍』 誰知道劉鳳斌的中醫健康量表使用方法

1．1 量表的研製原則

1．1．1 目的和構想 ①目的是按照國際病人報告的結局指標的定義和內涵，以中華文化為背景、以中醫理論為指導研製既具有中國文化特色又能反映中醫健康內涵的中醫健康狀況量表。②量表理論結構構想由精力、疼痛、大便、小便、睡眠、情緒、飲食、體質八個方面直接反映健康內涵［4］。每個方面應符合中醫理論，不背棄PRO的含義。③量表應簡明扼要，具有較強的實用性、科學性和可操作性。作為普適性量表，適用於一般人群和各種慢性病。④量表為自評式，各條目有4個等級回答選項。

1．1．2 條目的要求 ①根據方面發展條目，一個條目只明確地反映一個問題，條目敘述的語言簡潔、明了，避免模稜兩可，等級分明，容易判別。②條目應通俗易懂，便於理解和操作，每個被調查者均能對條目做出評價。

1．2 研究小組的建立

參照國際量表研製模式和設計方法［5，6］，成立研究小組，由中醫、統計和生存質量專家共同組成，共同組織和領導以後的量表發展、考核工作。

1．3 條目池的形成

1．3．1 理論結構模型的建立 研究小組根據PRO的概念內涵，結合中國文化特色、中醫理論關於健康的認識和相關研究經驗［7］，在對專家調查的基礎上，提出了中醫健康狀況量表應包括精力、疼痛、大便、小便、睡眠、情緒、飲食、體質八個方面。

1．3．2 條目池的產生 條目主要由以下三個方面獲取：①以病人為中心提出條目。選擇了不同病種患者（內科慢性疾病）30例和健康人30例，分別由他們根據自己對健康認識的經驗和體會提出健康應該包括哪些方面和條目，再由課題組成員根據中醫理論和臨床實際對提出的條目進行整理修改、綜合和拆分，形成條目。②以 SF-36為基礎改造條目。SF-36 是國際著名的健康狀況量表，我們把SF-36條目和一些背景材料，提供給有關中醫專家，請中醫專家們提出中醫健康量表應該具備的條目。從中醫角度來看SF-36量表缺了什麼？請中醫專家補充中醫認為重要的，而此量表未反映的條目。專家意見表收集後，逐條討論各個專家的意見，發現專家在討論健康方面和條目時，完全按照中醫健康理論應包含的方面給出條目，認為SF-36不能反映中醫健康內涵，從而舍棄了以SF-36為基礎改造的條目。③根據理論模型提出條目。研究小組廣泛參考中醫健康狀況的內涵，通過認真閱讀中醫有關理論和臨床專業書，根據PRO的概念及其構成，提出條目，並逐條進行認真討論、修改、刪除和補充。將以上三方面來源的條目整理後，發往北京、銀川、成都、廣州、鄭州等地相關中醫專家（不同年齡和職稱結構）收集意見， 76個中醫專家對條目作了重要性評分，並提出了修改意見。將中醫專家反饋回來的重要性評分結果作統計分析，計算得分值的均數、標准差、中位數和四分位數間距等統計指標，將均數或中位數得分較低的條目剔除，修改後作為量表初稿，計有40個條目。結合中醫理論和臨床實際情況，經專家逐條討論將每個條目回答選項根據臨床表現的不同程度分為4級。如有關精神的條目分級為：精神飽滿、精神欠佳、精神疲倦、精神極差4個等級；關於頭暈的條目分級為無頭暈、輕微頭暈，可堅持日常工作和活動、頭暈，不能行走、頭暈，不能站立4個等級。

1．4 調查量表的確定

1．4．1 小范圍測試（語言調試）和條目再改造 選擇50位文化程度中等的健康人和患者（內科慢性疾病），用量表初稿進行小范圍測試，健康人及患者填寫量表後，針對其填寫內容進行詳細詢問，主要考評無論是健康人還是患者是否能回答條目？是否理解條目？如何理解條目？其理解是否與我們設計的內容一致？等等。刪除或修改了難於理解或不同患者理解相差較大的條目。

1．4．2 初步調查量表 量表初稿語言測試完成後，進一步對條目進行分析比較、討論、修改，整理製成預調查量表，保留了35個條目作為初步調查量表，其中包括：精神、目光、反應、體力、記憶力、疲倦、氣促、頭暈、疼痛程度、疼痛頻度、食慾、飯量、口乾、口苦、口淡、大便干、大便次數、大便稀、大便爛、大便不暢、放屁、小便黃、夜尿多、小便不暢、難以入睡、睡不安寧、多夢、易感冒、手腳心發熱、怕冷、體重減輕、心煩、急躁、心神不寧、情緒低落。

1．5 臨床調查

1．5．1 臨床調查的實施 2004年～2006年間用初步調查量表在廣東省和寧夏自治區隨機選擇300名（100名健康人、100名門診病人和100名住院病人）受試者進行調查，病種以慢性疾病為主；採用自測量表的形式；文化層次要求調查對象能夠獨立完成量表填寫；招聘調查員，要求具有認真和誠實的品格；起草調查員指南和實施手冊，進行調查員培訓；調查員以醫生身份出現，逐一訪問受試者，作簡要說明，請他們逐次填完量表。同時發放WHOQOL-100、SF-36、CH-QOL，最後回收問卷273份，回收率91％。

1．5．2 被調查者一般情況 273例調查對象中，年齡18 ～ 65歲（平均39．6歲，S＝14．1），分為18 ～ 39歲和40 ～ 65歲兩組。寧夏101例，廣東172例；男性137例，女性136例；健康人80例，門診患者91例，住院患者102例；初高中文化者123例，中專以上文化者150例；農村戶口這43例，縣鎮66例，城市169例。完全健康者76例，有病並穩定者56例，有病並正在治療者139例。

1．6 統計學方法

統計分析藉助SPSS 11．0、SAS 8．1和EQS 6．1（結構方程分析） 軟體包完成。條目篩選用離散趨勢法、方差分析、證實性因子分析、相關系數、克朗巴赫系數法等統計分析方法。量表的考核用證實性因子分析、克朗巴赫系數法和方差分析。

2 結果

2．1 條目分析

按照量表研製的一套程序和方法，對預調查量表的條目進行篩選。包括條目的困難度、反應度分析等，結果顯示患者基本上能夠理解和獨自完成量表。具有較適宜的難易度和較好反應度，沒有出現天花板（全部打最高分）或地板效應（全部打最低分）。

2．2 篩選條目結果

採用不同統計分析方法進一步篩選條目。①離散趨勢法（變異系數法）。該方法是從敏感性角度挑選指標，生存質量測定中，可直接用標准差來反映離散趨勢。但若各條目計分值不呈正態分布則應先作變數變換使之成為正態分布。計算各條目的標准差（各條目量綱相同，直接用標准差來比較變異度），挑選標准差最大的3個指標，結果選出22個條目。②方差分析。該方法也是從敏感性角度挑選指標。以P ＜ 0．05為標准，最終選出27個條目。③證實性因子分析。從量表的結構角度篩選條目，首先計算方面的CFI，然後與去掉方面中的任一條目後的CFI進行比較，如果某條目去掉後CFI有較大上升，則說明該條目的存在有降低該方面有負面影響，應該去掉，反之則保留。最後保留22個條目。④方面總分與條目的相關系數。通過計算方面總分，計算各條目與總分的相關系數，以0．5為界，若相關系數高於0．5者，表明該條目貢獻比較大，否則刪除。最後保留23個條目。⑤克朗巴赫系數法。從內部一致性的角度對條目進行篩選。首先計算某一方面總的Cronbach′s α系數，然後與去掉其中任一條目後的Cronbach′s α系數進行比較，如果某條目去掉後Cronbach′s α系數有較大上升，則說明該條目的存在有降低該方面內部一致性的作用，應該去掉，反之則保留。最終保留22條。從以上條目篩選的統計分析結果可以看出，5種不同的方法篩選出的條目不盡相同，被4種以上方法篩選掉的條目包括2，3，21，24，31等5個條目。

2．3 量表的考核

通過對保留的30個條目的量表結構的證實性因子分析結果顯示CFI＝0．919，證明其具有良好的結構效度。精力、疼痛、飲食、大便、小便、睡眠、情緒、體質8個方面的克朗巴赫系數分別為0．8102、0．8298、0．7885、 0．6331、 0．5253、 0．8161、 0．8701、0．5638，可見除在大、小便和體質方面的克朗巴赫系數稍差外，其它六個方面均體現了較好的信度。健康人與門診患者和住院患者的8個方面方差分析表明P值均 ＜ 0．01，說明了量表具有區分健康者與門診和住院患者之間病情差別的能力。

2．4 正式調查量表

根據統計分析和量表考核的結果最終確立量表的結構模型為：方面反映健康狀況，即本量表的結構為中醫健康狀況直接由精力、疼痛、大便、小便、睡眠、情緒 飲食、體質八個方面來反映，保留了30個條目。其中精力6條、疼痛2條、飲食5條、大便5條、小便2條、睡眠3條、體質3條、情緒4條，形成中醫健康狀況量表正式版