中国心理卫生杂志
Chinese Mental Health Journal 중국심리위생잡지
- 主管单位： 中国科学技术协会
- 主办单位： 中国心理卫生协会
- 影响因子： 2.08
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 1000-6729
- 国内刊号： 11-1873/R
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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中学生游戏暴力接触量的相关因素
目的:探讨中学生游戏暴力接触量的相关因素.方法:方便选取湖北省某高中一年级学生调查对象,获有效样本887份,用游戏习惯使用问卷(包括暴力程度、游戏频度、游戏有趣性)、环境因素问卷(包括家庭暴力、同伴暴力、影视暴力和生活挫折)和心理因素问卷(包括竞争性和自尊)进行施测,分析这些变量之间的关系.结果:家庭暴力、同伴暴力和生活挫折分别进入"是否接触游戏"和"接触量"的回归方程,但自尊只进入前者,影视暴力只进入后者;父亲受教育程度(β=-0.37)、影视暴力(β=-0.30)及自尊(β=-0.18)可以负向预测游戏暴力接触量,家庭暴力(β=0.15)正向预测游戏暴力接触量;游戏暴力与游戏频率呈正相关(r=0.29).结论:个体是否接触游戏暴力以及接触量与人口学变量、心理因素和环境因素有关,父亲受教育程度高、高影视暴力、高自尊、家庭暴力低的个体,游戏暴力接触量增加得越少;游戏暴力本身可能会促进玩家的游戏暴力接触量.
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大学生自我伤害行为的初步调查
自我伤害行为的概念早由Menninger等[1]提出,是指以不太极端激烈的方式伤害自己的心身健康,或者是酗酒、药物滥用等间接伤害行为,有时也包括自杀或企图自杀,它带有很大的反复性[2].青少年的自我伤害较为普遍,23%的台湾青少年有此行为,国外社区青少年群体已呈现出"流行样模式"(epidemic-like patterns)[3].本文调查长沙大学生的自我伤害行为,以了解大学生的心理健康状况并为高校心理健康项目的深入开展提供依据.
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Aitken拖延问卷在中学生中的信效度
目的:以中国中学生为被试修订 Aitken 拖延问卷(Aitken Procrastination Inventory,API),以提供一个用于评价中学生学业拖延行为的工具.方法:采用方便取样,从哈尔滨两所高中和一所初中分两次(相隔4个月)抽取2个样本.样本1(n=260)用于进行项目分析及探索性因素分析;样本2(n=452)用于进行验证性因素分析及考察同质性信度和建构信度.以青少年学业情绪问卷及多维度-多归因因果量表(Multidimensional-Multiattributional Causality Scale,MMCS)为效标,检验效标效度.结果:(1)API共13 道题,由任务厌恶与失败恐惧2个维度构成,共同解释率为47.62%,各项目载荷均在0.3以上.(2)结构方程模型各拟合指数良好(χ2/df=1.35,RMR=0.06,GFI=0.95).整个问卷的内部一致性系数为0.80,2个因素的内部一致性系数分别为0.78和0.66.(3)API 总分及2个因素分与外在归因、消极低唤醒得分呈正相关,而与内在归因、积极低唤醒得分呈负相关.结论:Aitken 拖延问卷在中学生群体中具有良好的信效度,可以用于中学生学业拖延行为的评估.
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韧性量表的编制
目的:编制适用于16 岁及以上人群的韧性量表.方法:根据韧性理论构想编制韧性量表.采用方便取样,得到有效被试628人,对量表的信、效度进行检验.用自评抑郁量表(Self-Rating Depression Scale,SDS)为效标.结果:韧性量表共20题,包括问题解决、社会支持、自信和积极认知4个因子.总量表和4个因子的Cronbach α为0.72～0.89,重测信度为0.68～0.84.验证性因素分析显示χ2/v=3.22、GFI=0.92、TLI=0.97、CFI=0.97、RMSEA=0.06.韧性量表总分及4个因子分均与SDS分负相关(-0.71～-0.52,均P<0.01).男性问题解决和积极认知因子得分高于女性;26岁以上各组的总分均高于16～25岁组,≥61 岁组的总分高于26～34岁组和35～45岁组.结论:韧性量表各项信、效度指标符合心理测量学要求,可供16岁及以上人群韧性研究和实践应用.
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阿尔茨海默病和血管性痴呆患者的认知功能和精神行为症状
目的:比较轻中度阿尔茨海默病(Alzheimer's disease,AD) 和血管性痴呆(vascular dementia,VD) 患者的认知功能损害和精神行为症状的特点.方法:本研究为病例对照研究.选取神经内科老年记忆障碍门诊中就诊的轻中度老年期痴呆患者共115 例,均符合美国精神病学会精神障碍诊断和统计手册第四版(Diagnostic and Statistical Manual of Mental disorders,Fourth Edition,DSM-IV)的痴呆诊断标准.AD组61例,符合NINCDS-ADRDA 可能或很可能AD诊断标准;VD 组54例,符合NINDS-AIREN 可能或很可能VD 诊断标准中的皮质下缺血性血管性痴呆.采用简易精神状态评定表(Mira-Mental State Examination,MMSE),世界卫生组织-加利福尼亚洛杉矶大学听觉词语学习测验(World Health Organization-University of California,Los Angeles,auditory verbal learning test,WHO-UCLA AVLT),画钟测验(Clock Drawing Test,CDT),神经精神问卷(Neuropsychiatric Inventory,NPI)对两组患者从记忆力、语言、注意力等方面以及妄想、幻觉、激越、抑郁、淡漠、易激惹、异常的运动行为等方面进行评估.结果:AD 患者较VD 患者MMSE 量表中的语言能力,WHO-UCLA AVLT 测评中的延迟回忆和长时延迟再认减退明显(均P<0.05),VD患者较AD 患者MMSE 中的注意力减退明显(P<0.05);NPI 量表中,AD 患者淡漠、激越、易激惹、异常运动行为明显多于VD患者(P<0.05),抑郁少于VD患者(P<0.05).结论:AD 和VD 患者在认知功能损害和精神行为症状方面存在差异,AD 患者的语言能力、记忆力较差,而VD 患者的注意力较差;AD 淡漠、激越、易激惹、异常运动行为多见,VD 抑郁多见.临床工作中对痴呆患者的认知功能和精神行为症状测评有助于AD 和VD 的鉴别.
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阿斯博格综合征的早期筛查和诊断(综述)
阿斯博格综合征(Asperger's syndrome,AS)是一种与儿童孤独症(autism)有相似特征,以社会交往障碍、狭隘的兴趣、重复刻板行为和动作发育不协调,但具有与年龄相符的语言和认知功能为主要表现的广泛性发育障碍(pervasive develop-mental disorder,PDD).目前,一般将PDD称为孤独症谱系障碍(Autism Spectrum Disorders, ASD)[1-3],国内外报道其发病率为2‰～1%(个别报道高达1.5%～2.0%),男女比约为4:1,智商在70以上的高功能PDD,包括高功能孤独症(high functional autism,HFA)和AS,约占总体患者一半以上[4-5].
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哌甲酯控释剂治疗对注意缺陷多动障碍儿童父母压力的影响
目的:探讨哌甲酯控释剂(OROS-MPH)治疗对注意缺陷多动障碍(attention deficit hyperactivity disorder,ADHD)患者临床症状和父母压力的影响.方法:采用自身对照研究设计,对符合美国精神障碍诊断与统计手册第四版(Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders-Fourth Edition,DSM-Ⅳ)诊断标准的73名ADHD患者(年龄6～15岁),使用哌甲酯控释剂(18-54 mg/d)治疗8周.以父母填写的IOWA Conners量表及研究者填写的ADHD症状评定问卷评估患者的临床症状,并作为主要临床疗效评价指标,以父母填写的父母压力指数量表(Parenting Stress Index,PSI)来评估父母的压力,分别在基线、治疗4周末和8周末用以上问卷进行评估.结果:66名ADHD患儿完成了8周的治疗.经哌甲酯控释剂治疗后,ADHD患者IOWA Conners量表中的注意缺陷/多动因子分、对立/违抗因子分和总分随治疗时间下降(均P<0.001);ADHD 症状评定问卷的注意缺陷因子分、多动冲动因子分和总分较服药前下降(均P<0.001);PSI 量表的压力总分随时间明显下降(P<0.01),PSI 量表中儿童方面分量表中,适应性、父母的接受度、要求、心境、注意不能/多动、父母的强制性6个因子得分均随着时间下降(均P<0.01);在父母方面分量表中,抑郁、角色的限制、配偶关系、孤独、健康状况5个因子得分均随着时间显著下降(均P<0.01).基线时PSI总分与IOWA Conners量表总分、ADHD 症状评定问卷总分呈正相关(r=0.346～0.902,均P<0.01).结论:哌甲酯控释剂治疗能有效改善ADHD 患者的临床症状和改善患者及其父母的压力,提高社会功能.
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高中生网络成瘾的社区健康教育
目的:采取知信行健康教育模式,对北京市高中生网络成瘾进行社区干预研究,评价对网络成瘾的知识、态度和行为的干预效果.方法:采用分层整群抽样方法,选取4877名高中生,随机分为干预组(n=2538)和非干预组(n=2139).采用观看视频讲座、发放知识手册和张贴宣传画方式进行干预,自编网络成瘾知信行(Knowledge,Attitude and Practice,KAP)问卷和网络使用自评量表(the Self-rating Internet Using Scale,SIUS)评估效果.结果:(1) 干预后干预组的SIUS分明显低于非干预组,而KAP 分明显高于非干预组(均P<0.01);(2) 干预组干预前后的SIUS 分和KAP 分差值均大于非干预组(均P<0.001);(3) 干预组在干预后对网络成瘾知识的回答正确率比干预前普遍提高,不正确的网络成瘾相关态度和行为的出现率普遍降低,而非干预组均无明显变化.结论:针对高中生这一网络成瘾的高危人群中进行健康教育干预,能有效提高中学生对网络成瘾的认识和了解,促进其对网络的正确使用.
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焦虑障碍少年的家庭动力学特征
目的:探讨少年焦虑障碍的家庭动力学特征.方法:采用方便取样,选取焦虑障碍患者110例(年龄≤18岁),同时,以地区、性别、年龄相匹配选取正常学生149 例.用家庭亲密度及适应性量表(Family Adaptability and Cohesion Scale second edition,FACES-CV)、系统家庭动力学自评量表(Self rating Scale of Systemic Family Dynamics,SSFD)及一般人口学调查表进行调查.结果:病例组FACES-CV的家庭亲密度得分低于对照组,而SSFD 的家庭气氛、系统逻辑和疾病观念得分高于对照组(均P<0.05).Logistic 回归分析显示,好的家庭经济状况(OR=0.74,95%CI:0.59～0.96)、高家庭亲密度(OR=0.96,95%CI:0.94-0.99)是少年焦虑障碍的保护性因素,而高疾病观念(OR=1.18;95%CI:1.01～1.21)是危险性因素.结论:焦虑障碍少年具有不同于非焦虑障碍少年的家庭动力特征,家庭情感的联结程度及成员针对自我责任的不同的家庭观念与少年焦虑障碍相关.
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儿童孤独量表在1～2年级小学生中的应用
目的:验证儿童孤独量表(Children's Loneliness Scale,CLS)在1～2年级小学生中的适用性,并调查1～2年级小学生的孤独水平.方法:方便选取北京某小学251名学生(1～2年级89名,3～6年级162名),用CLS对其施测,并将自尊量表(The self-Esteem Scale,SES)作为效标工具,对1～2年级的数据进行了信效度检验,将3～6年级样本的结果作为对照,并进行了描述性统计.结果:(1)CLS在1～2年级样本中的内部一致性系数CYonbach α为0.87,验证性因素分析显示模型的关键拟合指标均>0.80,与SES具有较强的关联性(β=-0.64,P<0.001).(2)1～2年级小学生的CLS得分为(1.66±0.59),其中有孤独倾向者(CLS>2.5分)占11.2%.结论:儿童孤独量表在指导下可用于评估1～2年级小学生的孤独感.
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体质量指数、嘲笑与自尊:身体意象的中介作用
目的:探讨体质量指数(Body Mass Index,BMI)、嘲笑、身体意象和自尊的关系.方法:采用方便抽样,从湖北省某2 所高中选取学生390名,根据BMI得分将被试分为偏瘦组(BMI≤17分),正常组(17分
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影响汉语阅读障碍儿童文章阅读眼动特征的认知因素
目的:了解汉语阅读障碍儿童认知加工特征,探讨与文章阅读时异常眼动模式的关系.方法:采用病例对照研究,以19例汉语阅读障碍(reading disorder,RD)儿童和年龄、性别、年级与之匹配的19例正常儿童为对象,用韦氏智力测验测试两组被试的认知加工特征.以汉字短文为靶标进行眼动研究,采用回归分析探讨被试阅读时的眼动指标与韦氏分测验得分的相关关系.结果:①RD儿童的知识、分类、词汇、编码四项测验得分,言语智商、全智商,言语理解因子、注意/记忆因子得分均明显低于对照组(均P<0.05);②词汇、图形拼凑、数字广度、知识四项与儿童文章阅读时的平均注视时间相关,其中图形拼凑(r=0.32)、数字广度(r=0.27)得分与其呈正相关,词汇(r=-0.32)、知识(r=-0.27)与其呈负相关;木块图、知识两个分测验与阅读时平均眼跳幅度相关,其中木块图与平均眼跳幅度呈负相关(r=-0.31),知识与其呈正相关(r=0.23).结论:汉语阅读障碍儿童智力结构存在不平衡,其知识、分类、词汇、编码及言语理解因子及注意/记忆方面存在缺陷,知觉组织方面无明显缺陷;文章阅读时的异常眼动,可能与其知识面和语词知识广度窄密切相关.
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肥胖及超重小学生的自尊水平及相关因素
目的:探讨肥胖及超重小学生的自尊状况及相关因素.方法:通过两阶段抽样,在长沙市抽取4～6年级小学生1410人,按WHO 公布的儿童体质量指数(body mass index,BMI)筛查参考值,将受试分为正常(n=1084)、超重组(n=211)和肥胖组(n=115),用自尊量表(the self-Esteem scale,SES)进行调查,并对小学生低自尊的相关因素进行回归分析.结果:(1)超重和肥胖小学生SES得分低于正常学生,肥胖男生SES 得分低于正常和超重男生,超重和肥胖女生SES 得分低于正常女生;(2)肥胖学生中低自尊者比例高于正常和超重学生,但高自尊比例在3组间差异无统计学意义;(3)肥胖、超重、祖辈认为太胖、对身高不满意、对体质量不满意为小学生低自尊的危险因素(OR=1.45～3.74),对成绩满意为小学生低自尊的保护因素(OR=0.22).结论:超重和肥胖小学生自尊水平低于正常体质量小学生;除肥胖和超重外,对自己身高和体质量不满意也是小学生低自尊的相关因素.
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女性主观性唤起状态下的听觉事件相关电位研究
目的:研究性感听觉材料引起的女性主观性唤起状态的听觉事件相关电位特征.方法:编制性感听觉材料;用主观性唤起多元评价指标调查广告招募的30名女性聆听性感听觉材料后的主观性唤起状态;应用德国Brain-Product,BP-ERP工作站,测量并分析25名女性由纯音、放松音乐及性感听觉材料引发的听觉事件相关电位;采用单个重复测量因素方差分析的方法对P3潜伏期进行分析,采用多个相关样本的非参数检验的方法对P3波幅作分析.结果:(1)主观性唤起多元评价指标显示被试听性感听觉材料后达到轻中度主观性唤起水平;(2)性感听觉材料背景下多导联P3波幅低于放松音乐背景;两者潜伏期差异无统计学意义;(3)Odd-ball 范式被试报告靶刺激的正确率在性感听觉材料背景下低.结论:性感听觉材料能引起女性主观性唤起;女性在主观性唤起状态时P3 波幅明显降低,比一般的放松状态更集中于对自身的体验.
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育龄女性在月经周期三个时相中的情绪Stroop效应
目的:探索正常育龄女性在月经周期不同时相的情绪注意偏向.方法:方便选取某高校育龄女性80名,运用情绪Stroop 任务,采用被试内2 因素重复测量设计,比较卵泡初期、排卵期和黄体中期对不同情绪效价双字词颜色辨别的正确率和反应时.结果:对情绪词颜色辨别正确率的时相主效应显著,女性在排卵期低于黄体中期(P<0.05).词语类型和月经时相在情绪词颜色辨别的正确率和反应时上均存在交互作用.对负性词颜色判断的正确率,女性在排卵期低于卵泡初期和黄体中期(均P<0.05);负性词颜色判断的反应时,女性在黄体中期高于卵泡初期和排卵期,差异虽无统计学意义但达边缘显著水平(均P<0.08).中性词和正性词在3个时相中的成绩差异无统计学意义.结论:女性在黄体中期较其他时相表现出更为明显的情绪Stroop效应,在月经周期的3个时相中对负性情绪注意偏向变化较为明显.
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文化精神医学及对一般精神医学的贡献
1 文化与文化精神医学1.1 文化的涵义文化(culture)是指某一社会中,其成员所共有的知识、信仰、艺术、法律、道德、习惯等的综合性状态.东方社会将其译为"文化",指社会的文明及演化.目前国内大众习惯上用文化指受教育水平,或绘画、唱歌、表演等文艺,或一个社会的文明高低.而人类学家却用文化来指一个社会里众人所共同持有和遵循的习俗、思想与价值观念等.由此可见,每个社会都有其特定的文化.
| 年 | 期数 |
| 2019 | 01 |
| 2018 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2017 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 z2 |
| 2016 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2015 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 |
| 2014 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2013 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2012 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2011 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2010 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2009 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 |
| 2008 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2007 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2006 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2002 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2001 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2000 | 01 02 03 04 05 06 |
