认知偏差问卷The Congnitive Bias Questionnaire.doc

认知偏差问卷

[TheCongnitiveBiasQuestionnaire〕
(Hammen＆Krantz，1976，Krantz＆Hammen，1979）
简介
认知偏差问卷(CBQ)是为测量假定与抑郁有关的负性认知偏见而设计的。该量表测定两个维度：①抑郁，②认知歪曲。CBQ所表示的“抑郁”是指抑郁情感，或谓心境恶劣，而不是包含所有相关症状的抑郁综合征。认知歪曲被定义为就已知的事实看，显然是不正确的推理。CBQ试图评价Beck(1967，1970)所提出的特定的认知歪曲，如过分泛化、断章取义、武断臆测性的推理判断方式、无视优点或好结果而夸大缺点或坏结局。
该量表描述了常见于大学生或精神科病人的六种处境，其中三个针对人际关系，三个针对自我成就。每种处境之后提出三一四个间题，这些问题代表了抑郁与歪曲两个维度的四种可能的组合：抑郁一非歪曲、抑郁一歪曲、非抑郁一非歪曲、非抑郁一歪曲。要求受试者回答当他处于这种境遇时的体验方式。得分是将抑郁一歪曲四种组合的得分值分别相比，分值范围为0-23分。
信效度测试
已用此表调查过不同的样本，包括（相对）抑郁和非抑郁的大学生以及精神科住院及门诊抑郁病人。大学生受试力两组选修心理学人门课的学生：第一组为212人，男107人，女105（1976年测试）；第二组为315人，男117，女198。平均年龄18岁（Krantz＆Hammen，1979）。
＆HammenKrantz1976)的研究样本为65例女大学生，其中抑郁者(BDI总分≥10)32名，非抑郁者(BDI总分<10)33例，是从选修心理学入门课的学生中筛选出来的。住院病人样本为10例抑郁和10例非抑郁患者。其年龄（平均44)、住院时间（平均4周）和其它人口学资料无显著差异。
内部一致性：Krantz＆Hammen(1979)计算TKR-20信度，在上述大学生样本中KR一20信度分别为0.62和0.69。第一组中诸条与总分关系数为0.12-0.50（平均0.34)。作者将这种不太强的相关归因于抑郁性认知歪曲的结构异源性。
重测信度；第一组315例受试间隔八周的重测信度0.60(P<0.001）。从第二组中以BDI≥10分为标准随机抽取抑郁、非抑郁两个小样本，间隔4-5周重测信度为0.48(P<0.001）。
聚合效度：总的来看，抑郁者在cBQ测验中选择抑郁一歪曲的回答较多。无论是在上述大学生抑或精神科病人中都得出类似的结论。但考察一下平均值就会发现，即使在抑郁病人中，其平均偏常值也只有7分，而最大值可达23分。非抑郁住院病人的均值是1.5分，远低于7，但评分的分布具有很强的不对称性，不符合正态分布。
区分效度：为明确抑郁一歪曲的回答究竟为抑郁者所特有，抑或是情绪不良的一般表现Krantz＆Hammen(1979)将每个抑郁一歪曲条目与心境现状轮廓问卷（ProfileofMoodStatesQuestionaire，McNair，etal，1971）的抑郁、焦虑、紧张、发怒、迷惑、疲倦和精力诸分量表得分进行偏相关分析。在控制了其它心情状态后，只有抑郁和精力的得分与抑郁一歪曲评分相关显著，说明其区分效度良好。另有作者报告说，在控制了抑郁后，抑郁一歪曲得分与焦虑无关，但与敌意有关(r=0.29，P<0.05）。
应用与评价
该表存在两个潜在问题。其一，其内容与特定的样本相呼应。例如，CBQ出自大学生(Hammen＆Krantz，1979)或精神科病人（＆KrantzHammen，1979)样本，这就有可能致使其中某些条目只限定于这两个很特别的人群。这一问题当然可以通过根据研究对象做适当修订来解决，但这就必然会影响到量表的可比性。
第二个问题严重些。因为抑郁一歪曲的评定实际上包括了情绪恶劣与认知歪曲两种成份，因而这一评分与抑郁的相关性肯定与其对情绪恶劣的评定有关。也就是说，它只是部分地代表了对认知歪曲的评价。但作者也曾发现，抑郁一歪曲评分与抑郁的相关性较之抑郁一非歪曲与抑郁的相关性要高。无论如何，作为一项对与抑郁有关的认知因素的开创性研究，该量表依然是可取的，其设计也是很认真的。

认知偏差问卷
I.白姬几年前加人了一个特殊社团，她很积极地参与该团体的活动，并为其目的而努力。现在，她认识了大部分会员，还与几个成员成了好友。白姬从不认为她自己是当“领导”的料。以前上学时她也比较活跃，但从不出众。她所在的小组成员觉得她的一些想法很有道理，于是就怂恿她参加下届协会主席竞选。一开始白姬很不情愿，觉得她没那份能耐，但最后终于下决心参加竞选，因为她觉得她有精力、有想法、可以做点工作。从前还没有哪位女性得到过这个职位，但朋友们觉得很有希望取胜。白姬参加了竞选，但失败了。
设身处地为白姬着想，尽量生动地想象她当时的想法与感受。
1．一听说竞选失败，你立刻：
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