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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正性负性信息注意量表中文版测试大学生样本的效度和信度
目的：引进正性负性信息注意量表（APNI），并在大学生样本中检验其效度和信度，为国内研究者提供一个便捷可靠的认知偏向测评工具。方法：对APNI英文版进行翻译、回译、再翻译和修订。选取两个样本共1450名大学生进行施测，样本1（n＝1000）用于条目分析、探索性因子分析、效标效度及信度分析，样本2（n＝450）用于验证性因子分析；在样本1中随机选取68名大学生间隔1周进行重测。用贝克抑郁量表（BDI-II）和病人健康问卷（PHQ-9）检验效标效度。结果：条目分析显示APNI中文版的22个条目具有良好的区分度。探索性因子分析显示量表包含正性信息注意和负性信息注意两个因子；验证性因子分析显示量表具有良好的拟合指标（χ2＝1376，RMESA ＝0.09，CFI ＝0.94）；BDI-II、PHQ-9总分均与API得分呈负相关（r＝－0.24、－0.29，均P＜0.01），而与ANI得分均呈正相关（r＝0.36、0.31，均P＜0.01）。APNI两个分量表的内部一致性α系数分别为0.86和0.82，重测信度分别为0.79和0.62。结论：正性负性信息注意量表中文版在大学生样本中具有良好的效度和信度，可以用来评估我国大学生群体的认知偏向特点。
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大学生对创业失败的内隐污名效应
目的：创业失败是指创业绩效持续降低直至企业倒闭的过程，本研究试图分析大学生对于创业失败是否具有显著的内隐污名效应。方法：以一个班的64名大学生为被试，运用传统的内隐联想测验（IAT）法计算创业失败内隐污名的总D值和3个维度（认知评价、情感反应和行为倾向）上的D值；采用独立样本t检验，以0为标准，分析被试在总D值和3个维度D值上的差异，分析4个D值是否在性别和有无创业经历上存在差异；采用配对样本t检验，分析被试在相容和不相容两类任务上的反应时差异；通过相关分析，检验大学生创业失败内隐污名联想测验工具的可靠性。结果：大学生创业失败内隐污名的总D值以及认知评价、情感反应和行为倾向3个D值均数都大于0；被试在相容任务上的反应时均低于不相容任务（均P＜0.001）；创业失败内隐污名测量工具的分半信度和内在一致性系数分别为0.87和0.82。结论：本样本大学生对于创业失败具有内隐污名效应，即在内隐层面上对于创业失败者存在负面认知，伴有明显的消极情感体验，并表现出歧视行为倾向。
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基于自我控制资源模型的干预研究（综述）
资源模型认为个体在执行自我控制行为时需要消耗有限的心理资源。研究者们主要从“开源”和“节流”两方面开展提升自我控制的干预研究。本文总结了基于自我控制资源模型的干预研究的发展与现状。多种自我控制的行为训练可用于提升资源储量，某些行为训练、正念以及补充葡萄糖能减缓或恢复自我损耗。未来研究应进一步探索干预的作用机制，关注自我控制任务的多样性以提高研究的生态效度，并开发可运用于生活中的干预技术提高资源模型的应用价值。
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友谊质量与孤独感关系的meta分析
目的：运用meta分析探讨友谊质量与孤独感之间的关系及友谊质量的测量工具、所选被试人群和文化背景（东西方）对两者关系的作用。方法：通过系统检索CNKI 数据库、万方数据检索系统、Wiley Online library、Web of Science、Google学术和读秀等中英文数据库，以正常被试为研究对象[不包括各种疾病患者（如孤独症等）]，收集1984－2014年间有关友谊质量与孤独感关系的相关研究。数据分析采用CMA2.0软件进行，计算友谊质量与孤独感的估计值（r）及其95％可信区间（95％CI）。结果：共有46篇文献满足meta分析的要求，总样本量为19422，其中以东方人群为被试的文献有24篇，被试量为11846；以西方人群为被试的文献22篇，被试量为7676。友谊质量与孤独感存在负相关（r＝－0.28，95％CI：－0.23～－0.32）。友谊质量的测量工具能够调节友谊质量与孤独感的关系（Q＝11.95，P＜0.01）；被试群体对友谊质量与孤独感的关系有调节作用（Q＝19.54，P＜0.001）；不同文化背景下，个体的友谊质量与孤独感的关系差异无统计学意义（Q＝0.05，P＞0.05）。结论：友谊质量与孤独感存在关联，其中测量工具、被试群体对友谊质量与孤独感关系有影响，但是文化背景不能影响友谊质量与孤独感的关系。
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青年人情绪启动差异性与注意偏向的实验研究
目的：探究在恐惧情绪、厌恶情绪和愉悦情绪唤醒条件下是否存在注意偏向及其程度的差异。方法：按照学校人数10％的比例从某军校各医学相关专业中选取大学生96名（男生60人，女生36人；年龄18～22岁），采用情绪唤醒影片启动被试的情绪（恐惧、厌恶、愉悦），利用E-prime编程程序让被试执行情绪词汇颜色命名任务（包括积极、中性、消极情绪词汇），记录被试命名情绪词汇所需反应时。结果：相比于对中性情绪词汇的颜色命名任务反应时，恐惧情绪唤醒被试对消极情绪词汇颜色命名反应时、积极情绪词汇颜色命名反应时均缩短[（648±118）ms vs.（743±124）ms，（683±123）ms vs.（743±124）ms；均P＜0.05]；厌恶情绪唤醒被试对消极情绪词汇颜色命名反应时缩短[（579±86）ms vs.（720±101）ms，P＜0.01]；愉悦情绪唤醒被试对积极情绪词汇颜色命名反应时缩短[（634±122）ms vs.（716±141）ms，P＜0.01]。厌恶情绪唤醒被试对消极情绪词汇颜色命名反应时短于恐惧情绪唤醒被试[（579±86）ms vs.（648±118）ms，P＜0.05]。结论：青年人在恐惧情绪、厌恶情绪和愉悦情绪唤醒条件下均出现了注意偏向，在恐惧情绪条件下，对积极情绪信息也表现出注意偏向。厌恶情绪唤醒条件下对消极情绪信息产生注意偏向的程度更深。
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青年人婚姻满意度与品格优势的关系
目的：探讨青年人婚姻满意度与品格优势的关系。方法：通过网上问卷调查的方式选取已婚者进行调查，获有效问卷307份（年龄21～44岁，婚龄0～20年）。使用Olson 婚姻质量问卷（ENRICH，包含婚姻满意度和个体因素、婚际因素、外界因素3个婚姻因素）和品格优势量表（VIA-IS，分为24项品格优势，按自我－他人和感性－理性两个标准获得感性－自我聚焦、感性－他人聚焦、理性－自我聚焦、理性－他人聚焦4个高阶品格优势要素）进行测量。结果：婚姻满意度因子得分与24项品格优势及4个高阶品格优势要素得分均呈正相关（r＝0.17～0.53，均P＜0.01）。4个高阶品格优势要素通过ENRICH的3个婚姻因素的完全中介作用，对婚姻满意度因子起正向作用。结论：本研究提示，青年人的婚姻满意度与品格优势的关系密切，品格优势通过3个婚姻因素对婚姻满意度起作用。
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4～6岁幼儿的问题行为与父子关系
目的：探究4～6岁幼儿问题行为与父子关系的关系。方法：选取北京市某园4～6岁幼儿102例（4岁36例，5岁36例，6岁30例；男孩55例，女孩47例），使用儿童行为调查表（CBCL）测量幼儿的问题行为，家庭关系指征量表（FRI）测量父子关系。结果：处于消极、中性和积极父子关系的幼儿数量分别为41例、49例和12例。Kruskal-Wallis非参数检验表明，4、5、6岁年龄组在CBCL的三个分量表及八个行为因子上的得分差异均无统计学意义（P＞0.05）。消极父子关系幼儿的CBCL问题行为得分高于中性父子关系的幼儿[30.5（7.0，58.0）vs.16.0（0.0，69.0），P＜0.05]，退缩行为因子得分高于中性和积极父子关系的幼儿[3.0（0.0，4.0）vs.1.0（0.0，6.0），1.0（0.0，4.0），P＜0.05]。Mann-Whit-ney U检验表明男孩的注意问题因子得分高于女孩（P＜0.05），但在其他行为因子的得分无性别差异。Kruskal-Wallis检验结果表明，消极父子关系男孩的问题行为分量表得分、焦虑抑郁因子分、注意问题因子分、内化性行为因子分高于中性父子关系的男孩；消极父子关系男孩的退缩行为因子得分高于中性和积极父子关系的男孩（均P＜0.05）。不同父子关系的女孩的CBCL三个分量表及8个因子得分差异均无统计学意义（P＞0.05）。结论：处于消极父子关系的幼儿表现出更多的问题行为和退缩行为；男孩的注意问题行为多于女孩；与女孩相比，男孩的问题行为与父子关系的联系更为密切。
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留守儿童的社会支持与生活满意度--希望与应对方式的多重中介效应
目的：探讨希望、应对方式在留守儿童社会支持与生活满意度之间的多重中介效应。方法：选取10～15岁留守儿童381名（男生191名，女生190名；小学生234名，初中生147名），采用社会支持量表（SSRS）、儿童希望量表（CHS）、简易应对方式量表（SCSQ）和生活满意度量表（SWLS）对留守儿童社会支持、希望、应对方式及生活满意度进行测评，运用结构方程模型分析变量之间关系。结果：相关分析显示，留守儿童的SSRS、CHS、SWLS总分与SCSQ的积极应对因子得分均呈正相关（r＝0.28～0.43，P＜0.001），与SCSQ的消极应对因子得分均呈负相关（r＝－0.19～－0.14，P＜0.01）。通径分析发现，社会支持通过希望、积极应对与消极应对的中介作用间接影响留守儿童生活满意度（RMSEA＝0.03，GFI＝0.99，NNFI＝0.98）；Bootstrap检验结果显示中介效应95％水平的可信区间为0.002～0.348，表明存在多重中介效应。结论：本研究提示希望与积极应对方式、消极应对方式在留守儿童社会支持与生活满意度之间起多重中介作用。
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青少年生活事件量表效度与信度的再评价及常模更新
目的：重新探索并验证青少年生活事件量表（ASLEC）的结构，检验其信度，并制定该量表在中学生群体中的常模。方法：采用分层随机整群抽样对来自全国10个城市，10566名中学生进行生活事件自我评定（填写ASLEC）；同时选取流调中心抑郁量表（CES-D）、儿童多维焦虑量表（MASC）作为效标评定抑郁症状出现频度和焦虑状况与生活事件的相关性。间隔4周后，随机选取141名被试以检验问卷的重测信度。结果：探索性因子分析结果表明ASLEC包括受惩罚、丧失、人际压力、学习压力和适应问题5个因子。验证性因子分析各拟合指标为RMSEA＝0.10，CFI＝0.90，TLI＝0.88，WRMR＝4.96。量表总分与CES-D、MASC总分的相关系数分别为0.45和0.43。量表的Cronbach α系数为0.92，重测信度为0.73，分半信度为0.85。量表总分较刘贤臣等人1997年研究中总分明显下降。各因子分除丧失因子外其余在性别上均有差异，男生在受惩罚、适应因子上高于女生，在人际压力因子与学习压力因子上低于女生。结论：新的五因子结构得到验证，量表具有较好的效度和信度。研究提供的总分及因子分常模可以为今后的研究提供参考。
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抽动秽语综合征共患注意缺陷多动障碍男性儿童的反应抑制和精细调节
目的：了解抽动秽语综合征（TS）与注意缺陷多动障碍（ADHD）可能存在的神经心理缺陷的异同点。方法：选择符合疾病和有关健康问题的国际统计分类第十次修订本（ICD-10）诊断标准的6～16岁门诊TS男性患儿30名，TS共病ADHD男性患儿36名，ADHD男性患儿36名以及性别、年龄、智商匹配的健康男性儿童50名作为对象，选择Stroop色－字干扰测验（Stroop）和Purdue钉板测验（Pur-due）分别对反应抑制和精细调节经行评估。结果：ADHD组的Stroop测验得分高于TS、TS共病ADHD、正常对照组（均P＜0.05），而TS和TS共病ADHD组间Stroop得分差异无统计学意义（P＞0.05）。TS组、TS共病ADHD组以及 ADHD 组 Purdue 测验中得分均高于正常对照组（均 P＜0.05）。结论：男性ADHD儿童可能存在反应抑制缺陷，而TS与TS共病ADHD儿童未发现上述现象，反应抑制功能可能代表了TS神经发育过程中的补偿机制；TS、TS共病ADHD组以及ADHD组均存在精细调节缺陷。
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老年期痴呆患者家庭照顾者照顾体验的结构方程模型分析
目的：探讨老年期痴呆患者家庭照顾者照顾体验，使用结构方程模型构建并验证照顾者体验模型。方法：选取云南省4所医院349例老年期痴呆患者及其家庭照顾者，以Kramer＇s的照顾者适应模型作为理论框架，提出并验证照顾体验结构方程模型，用于分析和模拟被照顾者病情严重程度、照顾者负担和收获、照顾者积极和消极健康结果之间的关系。结果：被照顾者病情严重程度直接正向影响照顾者负担（β＝0.51，P＜0.05），进而间接影响消极健康结果（β＝0.63，P＜0.05）；被照顾者病情严重程度直接负向影响照顾者收获（β＝－0.33，P＜0.05），进而间接影响积极健康结果（β＝0.75，P＜0.05）；照顾者负担交叉负向影响积极健康结果（β＝－0.13，P＜0.05），但其通径系数绝对值远小于照顾者负担对消极健康结果的通径系数绝对值；照顾者收获对消极健康结果交叉影响无统计学意义。结论：照顾感受由消极方面和积极方面两个方面构成，两个方面的主效应强于交叉效应。
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基于还原论的精神障碍机制研究可能永远是盲人摸象
李凌江教授全面总结了近来精神病学，特别是生物精神病学的进展及前沿。概括如下：①精神疾病具有挑战性的科学前沿问题，如疾病发生的病理生理机制、客观生物学标记物，遗传和环境与精神障碍发生、发展的相互作用以及疾病的治疗等等仍未得到较好的解决。②这些关键问题没能很好解决主要是因为：以症状学为基轴的分类与诊断标准不可能分类出真正的独立疾病单元；盲人摸象式的研究方式，不可能从整体上去研究如此复杂的精神现象；有限的人类认识自身能力与无限的人类精神世界复杂性使我们仅仅了解了“精神障碍本质的皮毛”。
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中国需要自觉自信自立和以科学为基础的临床艺术家
精神科医生与其他科的医生大的不同，是在生物医学之外还要掌握心理学知识和技能，有较深厚的人文素养，要同时做人类肉体与灵魂的工程师。可是，这种“高大上”的理想形象与严酷现实的反差十分巨大！当前，中国精神科医生在人口中的比例及在医生总数中的比例都非常低，因为学业成绩好的高中生想学医的少，医学生想做精神科医生少，具备较全面科学与人文素质的更少。可见，精神医学领域要想在这样的“逐级稀释”过程中得到理想的从业者，非常不易，非得有一种新的“逆向推动力”，或是一种新的“催化剂”来促进不可。
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精神病学的临床科学研究前沿
在人脑数以1000亿计的神经细胞基础上产生的异常精神活动，与人体任何一个器官的疾病相比，都要显得复杂而深不可测。这不仅是因为探索人类大脑的手段有限，而且人体的精神活动不但受到自身生物学规律的制约，也受到外界自然和社会环境的调控。因此，到目前为止，人类对精神障碍的认识还几乎处于隔靴搔痒的状态，尤其是有关它的致病机制、客观诊断、高效治疗三个为重大的临床科学问题至今还没有取得关键性的突破。2010年，国际知名杂志《Nature》提出了未来10年精神疾病需要有所突破的是精神分裂症、抑郁症的病理机制和早期识别标记以及高效的治疗方法［1］。从这种观点来看，人类对目前150多种精神疾病中迫切需要解决的首先依然是大脑功能致残性精神疾病的生物学病理机制。2011年，《Nature》杂志的另一篇论文中，提出神经精神疾病25个具挑战性的科学前沿问题，归纳起来无非还是三个方面：疾病发生发展的病理机制，客观可信的诊断标记，有效根治的治疗方法［2］。例如，环境和遗传可能是精神障碍发生发展两个为重要的因素，然而，环境因素是如何损伤大脑而导致精神障碍的发生发展尚不清楚；而遗传因素与精神障碍发生发展的关系至今还没有找到确凿的特异性的证据［3-6］。在临床诊断标记的研究方面，目前国际上精神疾病的诊断与早期评估虽然已经有了可操作性的临床诊断标准和系列心理评估工具，但依然迫切需要深入的科学研究来寻找客观的、可量化的、简便易行的评估指标，来提高早期识别的水平和减少临床的误诊漏诊［7］。而临床治疗的研究发现，穷其现有的疗法，各种精神障碍的临床治愈
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首届中国精神卫生高峰论坛--初衷与回响
2014年12月20日，在北京召开了首届“中国精神卫生高峰论坛”，由中国医师协会精神科医师分会与中华医学会精神医学分会联合举办，两个学术组织的常委和特邀嘉宾共四十余人参加。会议由三个主题报告组成，分别是李凌江的“精神医学学术新进展：科学发现如何改变临床实践”、唐宏宇的“精神医学教学与精神专科培训：我们到底需要什么样的精神科医生”以及杨甫德的“精神卫生服务：中国十年来精神卫生服务改革的得与失”。紧接着每个主题报告，都有三位特邀嘉宾进行述评，并邀请全体与会者参与讨论。报告内容新颖，观点鲜明，不仅引起会场上的共鸣，也激起了热烈的争论。半天论坛结束后，与会者纷纷表示言犹未尽，也希望论坛带给大家的不仅仅是四个小时的言语交流，更应该是深入的思考和下一步的行动。
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我们需要“会看病的”精神科医生
笔者认为，当前需要的是“会看病的”精神科医生，系统、严格的住院医师规范化培是满足这个需求的关键。
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中国2004年以来精神卫生服务的发展与问题
随着经济的发展和人民生活水平的提高，群众对改善医药卫生服务的要求也越来越高。工业化、城镇化、人口老龄化、疾病谱变化和生态环境变化等，都给医药卫生工作带来一系列新的严峻挑战。深化医药卫生体制改革，是加快医药卫生事业发展的战略选择，是实现人民共享改革发展成果的重要途径，是广大人民群众的迫切愿望。作为医药卫生的重要组成部分，精神卫生服务自2004年来取得较快速发展。在“新常态”（new normal）下，充满新矛盾、新问题、新风险、新机遇，总结十年来精神卫生服务发展的得与失，为今后发展提供新的思路。
| 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 |
