Griffith精神发育量表在山西0-7岁儿童中的修订

【摘 要】 目的：修订Griffith 精神发育量表（0~7岁），并建立适合中国国情的常模。方法：采用对城市级别、年龄、性别、父亲职业等因素按比例分层随机抽样的方法，从山西省十二个城市共抽取了2022例0~7岁儿童，样本人群中上述几个因素的构成与山西省人口资料相吻合，由经过专门培训的测试员对抽样点当地的每个儿童进行单独测试，并填写测查量表。结果：年龄分组样本和总样本各分测验以及总发育商的均数都在100上下浮动，总发育商服从正态分布；项目分析显示，各分测验及总量表平均难度在0.5左右，鉴别指数0.62～0.78；对原量表个别项目的排序进行调整；测试者信度0.953，重测信度0.798～0.948，各分测验之间及分测验与总发育商之间相关系数在0.481～0.854之间，探索性因素分析的结果得到思维推理、知觉组织、意动因子三个因素，解释方差比率总计79.8%。结论：引进和修订后的Griffith量表具有较好的信度和效度，可用于评定儿童的智力水平，可以在山西省应用。

【关键词】 智力测验；Griffith 精神发育量表；常模修订；信度；效度；心理测量学研究

中图分类号：G449.1 文献标识码：A 文章编号：1000-6729(2007)010-00700-04

Standardization of the Griffith Mental Development Scales for Children Aged 0~7 Years in the Cities of Shanxi Province

WANG HuiQin,QU ChengYi,ZHAO SuPing,et al.

Center of Health Care for Women and Children of Shanxi Province,Taiyuan 030013

【Abstract】Objective: To revise the Griffith Mental Development Scales and establish the norm being suited to the Chinese local conditions. Methods: The standardized sample consisted of 2022 children aged 0 to 7 years old was collected in a stratified and random way according to city rank, age, sex, paternal occupations. Each subject was tested individually and filled in a form. Results: The total sample had better representation. The mean of GQ was about 100, and the distribution of GQ is normal. Item analysis indicated that the item difficulty was about 0.5 and discrimination was from 0.62 to 0.78. A few orders of items were revised. The scorer reliability was 0.953. The testretest reliability was 0.948. The correlation coefficients were 0.481 to 0.854 among the subscales or between subscales and General DQ. The result of exploratory factor analysis had three factors. The ratio of variance was 79.8%.Conclusion:Griffith Mental Development Scales have ideal reliability and validity.

【Key words】 mental tests；griffith mental development scales；norm revised；reliability；validity；psychometric studies

早期发现儿童发育障碍（developmental disability）是国内外学者广泛关注的课题［1，2］。由于我国目前使用的智测工具在婴幼儿期不敏感，致使各类儿童发育障碍（如精神发育迟滞、脑瘫等）检出率偏低［1］，特别是目前国内尚缺乏一套适合听力语言发育障碍婴幼儿智力发育的工具，引进并修订一套适用于小年龄儿童的精神发育量表显得尤为重要。

1954年由英国心理学家Ruth Griffith编制了Griffith精神发育量表，最初的量表只适用于0～2岁婴幼儿，为了对脑瘫、聋哑、先天愚型患儿等进行早期评估，作者于1970年将量表扩展到学龄前期（0～7岁）［3］。1984年中-澳合作碘缺乏病研究项目澳大利亚专家首次在我国推荐用以对小年龄组克汀病患儿进行能力评估，经在山西、青海、贵州等省使用显示了较好的信度和效度。该量表包括运动（Locomotor）、个人与社会（PersonalSocial）、听力与语言（Hearing and Speech）、手眼协调（Hand and Eye Coordination）、操作（Performance）和推理（Practical Reasoning）共六个分测验，较全面地反映了儿童的发育状况。因2岁之前儿童的抽象思维能力尚不成熟，仅设置除推理之外的5个能区。各分测验相互独立，自成体系。原作者认为“操作”分测验是设计最好的分测验，儿童乐于测试，特别是对精神发育迟滞的儿童当其他智力测验均无法测出结果的时候，该分测验得分常常可以帮助测试者明确被试的困难所在［3］。量表测试语言文字较少，在很大程度上排除了文化差异对结果的影响，不仅适用于正常儿童，也适用于聋哑儿等残疾儿童，是目前国际广泛应用于评估儿童的发育状况的量表之一［4，5］。

1 对象与方法

1.1对象 以山西省0~7岁城市儿童为常模目标人群，根据山西省第四次人口普查资料（调查当时尚未进行第五次人口普查）［6］，对城市级别、儿童的年龄、性别、父亲职业等变量依按比例分层随机抽样的方法，从山西省太原、运城、忻州等共十二个城市取样。样本含量估算依：α=0.05，β=0.5，标准差=15，允许误差

1.2量表的翻译及回译 量表及工具由澳大利亚Royal North Shore Hospital幼儿发育测评中心赠与，汉语译本由作者翻译，请英语专业教师回译成英文，再请留学归国心理学专业及语言学专业人员各一人与原版之间意思进行比对，确认原意准确无误后作为汉语译本。翻译时对个别不符合中国儿童生活背景和语言习惯的项目作了修改，比如把“使用刀叉”改成“使用勺和筷子”，言语发育测评指标英文的音节改换为汉语拼音的音节等。

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1.3方法 从各采样点当地妇幼保健院选取测试员，经过专门办班统一培训，经考核合格后开始采样。测试严格按照规定方法进行：开始测试时，从低于被试实际年龄两个月龄的项目开始；向上或向下至少要按顺序通过6个项目，连续6个项目通过认为以上项目全部通过，连续6个项目通不过才结束测试。发育商计算按照通过一个项目得两分的原则，计算其总得分即智龄（MA）；实际年龄（CA）用检查日期与出生日期之差来推算；发育商（DQ）用比率智商表示即DQ=（MA／CA）×100，六个分测验的发育商分别命名如下：运动为AQ，个人与社会为BQ，听力与语言为CQ，手眼协调为DQ，操作为EQ，推理为FQ，总发育商用GQ表示，GQ为六个分测验发育商的平均值。

1.4 统计方法 进行χ2检验、项目分析、探索性因素分析、相关分析等。

2结果

2.1常模样本的构成

采用分层随机抽样方法在山西省市、县两级抽取样本，其中城市1264人（占62.5%），县级758人（占37.5%），样本人群中市与县城两层人数的比例与山西省人口分布基本一致，样本儿童父亲职业构成比也与山西省城市在业人员构成比一致，经χ2检验差异无统计学意义（χ2=6.694,P>0.05），见表1。样本人群中男女性别比为1.07∶1，与山西省人口性别比基本一致。

2.2 不同年龄段儿童各分测验发育商及总发育商

表2显示总发育商均数都在100左右，误差范围大多在2以下，各分测验发育商误差范围在5以下，说明常模修订工作是较准确的。

2.3 量表项目分析

2.3.1难度和鉴别力 难度以受试者对每个项目的通过率为指标，鉴别力采用高分组各项目的通过率减低分组通过率即为鉴别指数的方法，高分和低分的截点取GQ从高向低排序上33%和下33% ［7］。由表3可见，各分测验及总量表的平均难度都在0.5左右；鉴别指数0.62～0.78，符合心理测量学基本要求。

2.3.2 项目定位 分别统计出各分测验中每一个项目在各年龄组的通过率，以通过率50%为该项目的年龄定位，各分测验中的项目按照通过率由高到低的顺序排列（说明项目是由易到难）。和原版常模相比，0～1岁定位基本相同，但随年龄增加，我国儿童的通过率较原常模提前1～6个月不等，其中推理提前最为明显，平均4～6个月。有些项目的顺序进行调整，如运动分测验中第五年的第三项“并足跳过15厘米高的绳子”与第四项“手指触到脚趾膝盖不能弯曲”互换，手眼协调分测验中第六年的第三项“会写三个字”和第四项“画一个人―第二阶段”互换，以及操作分测验中第六年的第一项“40秒完成11孔模板放入”和第二项“40秒完成模型5”互换。

2.4常模质量分析

2.4.1总发育商的分布 常模组总发育商经正态性检验偏度G1=0.059，ug1=1.0862，P>0.05；峰度G2=0.104，ug2=0.9562，P>0.05，服从正态分布。

2.4.2 信度研究

2.4.2.1测试者信度 采用对同一被试两名测试者分别记录评分的方法，10名测试人员共测试了10个儿童，计算两者之间GQ得分的积矩相关系数为0.953, P

2.4.2.2重测信度 对30名3岁前婴幼儿间隔4周重测，相关系数为0.955（P

2.4.3 效度研究

2.4.3.1内容效度 重点考察题目与规定内容之间的符合性，采用专家评定法，经5位国内知名专家评议经修改调整后的条目可以达到预测各种心理能力的目标。

2.4.3.2结构效度 采用极大方差旋转获得在各分测验上的负荷，提取出3个公因子，个人与社会、听力与语言、推理归为因子1，命名为思维推理，手眼协调、操作归为因子2，命名为知觉组织，运动归为因子3，命名为意动因子。详见表4。

各分测验之间以及分测验与总发育商之间的相关系数在0.481~0.854之间，均有统计学意义，可认为各分测验之间一致性较好，分测验与总量表的测定内容也有较好的一致性，详见表5。

2.4.3.3实证效度 将50名3～7岁儿童的总发育商与教师评语作比较，由班主任老师对学生的智力水平进行双盲评价，按优、中、差分为三个等级，把发育商按照＞120，80～120，＜80也分为三个等级，作Spearman等级相关分析，相关系数r=0.762，P

3讨论

3.1常模样本的代表性 本次调查采用按比例分层随机抽样的方法抽取样本。在选取抽样点时，兼顾了市和县城两个层次，样本人群中两层人数的比例与山西省人口比例基本一致；本次共抽取了2022例儿童，达到了最小分析单位为35例的设计要求（原量表常模总人数为2260名）；样本人群中男女性别比与山西省人口性别比基本一致。一般认为，父亲职业构成比是分析样本代表性的最好方法［7］，该常模样本中父亲职业构成比与山西省城市在业人员职业构成比也一致。从总体来看，该常模样本具有代表性。本常模虽然是一个地域性常模（local norms），但山西省位于我国中部，文化、经济等均居国内中等，是否可作为全国参照常模（national anchor norms）［7］，有待进一步验证。

3.2 项目的数量 心理测量的理论认为：测验的项目越多，测验的结果越趋稳定［7］。本量表0岁～2岁年龄段每月龄有2项测试，每个能区48项，5个能区总计240项；3岁～7岁每两月龄一项，每个能区30项，6个能区180项，是当前在学龄前儿童智力测验中通常使用的各类量表无法比拟的。

3.3项目定位 本量表所有项目均按照通过率由高到低的顺序排列，项目所对应的年龄调整在该年龄样本儿童的通过率在50%左右，符合以二分变量判定结果量表设计项目定位的要求［7］。2岁以前的儿童能力发育和原量表基本相同，需要重新调整的项目大多集中在3岁以上年龄组，提示社会文化的不同对儿童智力结构逐渐产生影响。

3.4信度 原量表以重测信度作为信度的主要指标，原作者收集270名0～7岁儿童间隔3～62个月重测结果显示，相关系数为0.775，其中60名2岁前婴幼儿重测结果为0.87［3］。为控制因时间延长导致儿童智力变化，本次修订重测时间间隔较短（2周～4周），经对30名3岁前婴幼儿测试，相关系数为0.955，对40名5岁以上的儿童测试结果显示总发育商评分间相关系数为0.948，具有较好的复测信度。为排除因文化背景和英汉翻译对操作规程的误解，本次修订增加了测试者之间的一致性评价，10名测试者对10名被试的测试结果表明该量表评分者间具有较高的一致性（r=0.953）。

3.5效度 探索性因子分析结果显示，6个分测验可提取出3个公因子，累计贡献率已接近80%，其中第一、第二公因子方差贡献已达71%，说明该五个分测验已涵盖了智力结构的大部分。原作者采用TermanMerrill 测验中的L分测验作为效标评定该量表的实证效度，本次修订对该年龄段随机抽取的托幼机构儿童以班主任老师对学生智力水平采用盲法评定等级为效标，结果表明本量表与其相关性均较高（r =0.762，P

参考文献

1 王晓华，曲成毅，施继良,等.北京市0～6岁儿童五类残疾现况和影响因素调查. 中华流行病学杂志，2005，26（8）：569-573.

2 Boyle CA, YearginAllsopp M, Doernberg NS,et al. Prevalence of selected developmental disabilities in children 3-10 years of age.MMWR CDC Surveill Summ.1996,19, 45(2):1-14.

3 Griffiths R. The abilities of young children. The test agency Ltd. Bucks. 1984.73-76,101-177.

4 Burns Y, O'Callaghan M, McDonell B. Movement and motor development in ELBW infants at 1 year is related to cognitive and motor abilities at 4 years. Early Hum Dev,2004, 80(1):19-29.

5 Barbro L, Goran C, EvaKarin P. Learning disabilities in a population based group of children with hydrocephalus. Acta Paediatr,2005, 94(7):878-883.

6 国家统计局.编.中国统计年鉴.北京:中国统计出版社,1998.132-133.

7 Cohen RJ, Swerdlik ME. Psychological testing and assessment. 6th. The McGrawHill Companies, Inc. 2005. 108-109，213.

8 吴天敏.中国比内测验指导书. 北京:北京大学出版社,1982.

2006-10-17收稿，2007-04-10修回

注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文

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