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中学生健康素养和手机依赖行为的交互作用与意外伤害的关联
目的 探讨中学生健康素养和手机依赖行为的交互作用与意外伤害的关联,为青少年意外伤害的防控提供参考.方法 2015年11月至2016年1月采用分层整群抽样方法,在辽宁省沈阳市、安徽省蚌埠市、河南省新乡市、内蒙古自治区乌兰察布市、重庆市和广东省阳江市抽取22 628名中学生进行问卷调查.采用《中国青少年互动性健康素养问卷》、《青少年手机使用依赖自评问卷》和《意外伤害评定量表》分析评估中学生健康素养状况、手机依赖行为及意外伤害情况.结果 中学生手机依赖行为和意外伤害的总检出率分别为25.4％和46.7％.有、无手机依赖行为和低、中、高健康素养的中学生意外伤害分别为53.6％、44.4％和48.8％、48.1％、41.7％,有手机依赖行为及低、中健康素养的中学生意外伤害检出率更高(均P＜0.001);中学生手机依赖行为(OR=1.452,95％CI:1.380 ～ 1.527)和中、低水平健康素养(OR=1.196,95％CI:1.118 ～ 1.278;OR=1.364,95％CI:1.289～1.444)均与意外伤害呈正向关联,并且健康素养和手机依赖行为对意外伤害存在相乘交互作用(OR=1.217,95％CI:1.041～1.422).结论 意外伤害在中学生中的发生率较高;健康素养和手机依赖行为与意外伤害正向关联,并对意外伤害存在交互作用.
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中学生健康素养和手机使用依赖与发生心理病理症状的关联
目的 探讨中学生健康素养和手机使用依赖与发生心理病理症状的关联.方法 2015年11月至2016年1月采用多阶段整群抽样方法,在沈阳、蚌埠、新乡、乌兰察布、重庆和阳江等6个城市抽取中学生22628名,分别采用《中国青少年互动性健康素养问卷》、《青少年手机使用依赖自评问卷》和《青少年亚健康多维评定问卷》获取调查对象的基本特征、健康素养状况、手机使用状况和心理病理症状.根据问卷得分百分位数将研究对象分为低水平(
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医学生的自伤行为与手机依赖及抑郁症状
目的:调查医学生中自伤行为的现状,探讨其与手机依赖和抑郁症状的关联性.方法:在某医科大学选取2376名大一至大三年级学生作为研究对象,通过询问调查条目“近一年是否做过以下8种故意伤害自己的行为”来评定自伤行为,使用青少年手机使用依赖自评问卷(SQAPMPU)和抑郁自评量表(SDS)对大学生手机依赖行为和抑郁症状进行评估.结果:医学生自伤行为的检出率为12.9％ (307/2376).有手机依赖行为和抑郁症状的医学生中,自伤行为的检出率(17.9％ vs.11.0％;21.1％vs.11.0％)更高(P<0.001);医学生手机依赖(OR=1.74)、抑郁症状(OR=2.05)均与自伤行为呈正向关联,并对自伤行为存在相乘交互作用(OR =2.31),但不存在相加交互作用[RERI =0.33 (95％ CI:-2.17～2.83)、AP =0.12(95％CI:-0.70～0.94)及Index S=1.22 (95％CI:0.28～5.38)].结论:自伤行为在医学生中的发生率较高;手机依赖和抑郁症状与自伤行为正向关联,并对自伤行为存在相乘交互作用.
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高原军人扑克牌依赖者戒断调查
我们对西藏某地区部分部队驻军打扑克牌依赖者[1]进行了调查分析和戒断后心理状态的变化研究,并对各症状和指标进行评价,以期对高原军人扑克牌依赖者进行心理和行为上的界定,更好地为高原卫勤和"质量建军"服务.
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大鼠伏隔核多巴胺D2受体及转运体与吗啡条件性位置偏爱易感性的关系
目的 探讨吗啡条件性位置偏爱(CPP)不同易感性的大鼠脑伏隔核多巴胺D2受体(D2R)和多巴胺转运体(DAT)水平.方法 将160只雄性Sprague-Dawley大鼠随机抽取30只作为对照组,余130只为吗啡组.对吗啡组在预测试后建立吗啡CPP模型.根据CPP值[以末次CPP测评时大鼠在伴药侧(大鼠注射吗啡后放入该侧,吗啡剂量从5 mg·kg-1·次-1开始逐渐增加,第10天为50 mg·kg-1·次-1)的停留时间减去预测试在该侧停留的时间]将吗啡组大鼠按比例分为高(26只)、中(78只)、低偏爱组(26只),其中高、低偏爱组(每组大鼠死亡各2只)分别于吗啡末次注射(对照组注射『司体积生理盐水)后3 h.3 d和14 d分别处死大鼠(每组各8只),用原位杂交法检测伏隔核D2R和DAT的灰度值(阳性区域的强弱与灰度值呈反比),并与对照组比较.结果 (1)预测试3组CPP值的差异无统计学意义(P>0.05);但在吗啡注射后3 h、戒断后3 d和14 d,高偏爱组CPP值[分别为(507±108)s、(524±113)s、(483±60)s]均长于低偏爱组[分别为(100±74)s、(166±86)s、(149±89)s;P=0.000]和对照组[分别为(97 ±111)s、(39±26)s、(-4.9 ±140.1)s;P=0.000].(2)上述各时点高偏爱组D2R mRNA灰度值(131 ±3、122±5、119±5)均高于低偏爱组(125±4、117±8、114±5)和对照组(11l±6、107±7、106±3;P<0.01);高偏爱组DAT mRNA灰度值(161±5、143±4、134±6)亦高于低偏爱组(156±5、139±3、130±4)和对照组(120±4、126±7、129±4;P<0.01).结论 大鼠吗啡CPP易感性高可能与伏隔核的D2R及DAT表达低下有关.
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长沙市区儿童电子游戏依赖性影响因素的调查
目的探讨与儿童电子游戏依赖性有关的影响因素.方法用自编儿童电子游戏兴趣调查表,于2000年10～12月对长沙市602名中小学生(年龄8～15岁)电子游戏依赖性的发生率进行调查,应用单因素和多因素方法分析影响因素对电子游戏依赖性的作用强度.结果 (1)共查出电子游戏依赖性儿童40名,检出率为6.6%.(2)单因素分析,与电子游戏依赖性检出率高且差异有显著性(P<0.05,P<0.01,P<0.001)的影响因素有:男童[11.1%,比值比(OR)值=7.10],开始玩电子游戏的年龄≤5岁者(19.5%,OR值=5.98),玩电子游戏年限1～7年以上者(6.9%～19.6%,OR值=8.44～27.73),每周玩电子游戏次数3～6次以上者(40.0%～66.7%,OR值=1.44～4.31),每次玩电子游戏时间超过≥1 h者(11.2%～53.8%,OR值=6.71～61.83),玩电子游戏的地点为电子游戏机室者(15.3%,OR值=10.93),爱玩暴力电子游戏者(11.0%,OR值=9.31),认为玩电子游戏好处多者(21.8%,OR值=6.29).(3)Logistic回归分析,开始玩电子游戏的年龄、每周玩电子游戏的次数、每次玩电子游戏的时间、玩电子游戏的类型、玩电子游戏的地点等变量进入回归方程,拟合度为152.514,χ2=141.677.结论电子游戏依赖性在儿童中检出率较高,应控制各影响因素,防止儿童产生电子游戏依赖性.
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药物依赖戒断后心理渴求的神经机制及干预措施
药物滥用作为严重的全球性社会公害之一,近年来在我国迅速蔓延.药物依赖的核心问题是持续存在的心理渴求及其导致的复吸(relapse),动物实验和临床研究均发现在药物依赖戒断后,如果再次接触毒品或回到先前的吸毒环境和遭遇应激,都可以发生复吸[1].因此药物依赖治疗的关键是解除脱毒后对药物强烈的精神依赖来防止复吸[2].目前,国内外对药物依赖进行脱毒治疗已积累了丰富的经验,而药物依赖戒断后心理渴求和药物复吸的神经机制目前还不甚清楚,近年来已成为药物依赖和神经科学领域的研究热点.
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药物依赖病房管理对患者康复的作用
自愿戒毒患者入院后,随着去毒治疗的进展,常可反复出现渴求重新用毒的愿望,对此加强药物依赖病房管理很有必要.良好的医德医风、经常性的法制教育和心理诱导以及有效的综合治疗措施能够帮助依赖者摆脱痛苦的戒断症状,使患者早日回归社会.
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早期酒依赖患者心理社会因素对照
目的分析早期酒依赖患者心理的社会影响因素.方法早期酒依赖患者(酒依赖组)来源于2004-01/2005-01新乡医学院第二附属医院心理咨询部主动咨询的男性早期酒依赖患者50例,对照组为新乡医学院第二附属医院健康男性体检者50人.采用症状自评量表测评心理状况,症状自评量表包括躯体化、强迫症状、人际关系敏感、忧郁、焦虑、敌对、恐怖、偏执、精神病性9个因子;采用艾森克个性问卷评定人格特征,艾森克个性问卷包含精神质、内外向、神经质、掩饰性4个维度;采用社会支持评定量表评定社会支持情况,记录主、客观支持、支持利用度及社会支持总分;采用应付方式问卷评定采用的应对方式,应付方式问卷包括解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化6种方式.结果酒依赖组与健康对照组均完成各量表的评定,全部纳入分析.①早期酒依赖组症状自评量表总分和所有因子的分值均明显高于对照组.②艾森克个性问卷中,酒依赖组情绪稳定性、掩饰性均明显高于对照组,差异有显著性意义[(13.42±5.95),(7.16±2.13),t=6.93,P＜0.01];[(10.75±4.22),(6.40±2.72),t=4.14,P＜0.01].③社会支持量表中酒依赖组客观支持,支持利用度及社会支持总分均低于对照组,差异有显著性意义[(6.82±2.13),(8.53±1.25),t=4.81,P＜0.01];[(5.71±2.18),(8.45±1.96),t=6.53,P＜0.01];[(31.42±4.63),(36.36±4.82),t=5.05,P＜0.01].④应付方式问卷中酒依赖组自责、幻想、退避评分高于对照组.结论早期酒依赖发生与心理社会因素相关,心理健康状况低,情绪不够稳定、易怒、好焦虑、紧张且好掩饰;较多地使用自责,幻想,退避等不成熟的应付方式,而较少使用合理化,求助,解决问题这一成熟的应付方式.在进行药物脱瘾治疗时应注重心理社会干预.
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纳曲酮与酒依赖的治疗
纳曲酮作为酒依赖的辅助治疗药物的新适应证于1994年由美国FDA批准开始使用.酒滥用与内阿片系统关系密切.纳曲酮作为阿片受体拮抗剂,可以消除饮酒后因内阿片系统活性升高而产生的正性强化作用.临床研究表明,纳曲酮治疗期间酒依赖病人对酒渴求程度减轻,饮酒次数,饮酒量均明显减少,复发饮酒率降低;不良反应轻微,主要为恶心和头晕等.纳曲酮可以为多数病人所耐受.
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东莨菪碱对吗啡依赖大鼠脑多巴胺转运蛋白及D2受体的影响
目的探讨东莨菪碱(Sco)对吗啡(Mor)依赖大鼠多巴胺(DA)系统多巴胺转运蛋白(DAT)及D2受体的影响.方法4～5月龄SD大鼠36只,随机分为Mor(按体重20mg/kg)组、Mor(按体重20mg/kg)+Sco组及生理盐水对照组.Mor+Sc0组腹腔注射Mor前15～30 min先腹腔注射Soo(按体重1 mg/kg),共给药8 d;对照组只给予0.3 ml生理盐水.采用两隔室(C1及C2)地点偏爱装置测试大鼠的行为学变化.3组大鼠再各随机均分为2组,分别进行125I-甲基-3β-(4-碘苯基)托烷-2β-羧酸酯(β-CIT)、125I-左旋-3-碘-2-羟基-6-甲氧基-N[(1-乙基-2-比咯烷)甲基]苯酰胺(IBZM)脑内分布研究.结果①Mor组大鼠第2～4天起进入C2室的时间逐渐缩短,由第1天的(1.68±0.57)min降至第8天的(0.38±0.16)min;Mor+Sco组大鼠自C1进入C2室的时间第1天至第8天略有降低趋势,由第1天的(1.72±0.69)min降至第8天的(1.12±0.33)min,第1天3组间差异无显著性(P＞0.05),第8天Mor组及Mor+Sco组均低于对照组[第1天:(1.60±0.55)min,第8天:(1.88±0.54)min;t=5.682、6.372,P均＜0.05],但Mor+Sco组仍高于Mor组(t=5.171,P＜0.05).②DAT分布研究示:Mor组大鼠纹状体(ST)、伏隔核(NAC)的每克组织百分注射剂量率(%ID/g)分别为4.205±0.410、1.770±0.141,明显高于对照组(2.431±0.104、1.441±0.043,t=5.911、6.130,P＜0.05);Mor+Soo组ST、NAC的%ID/g分别为3.307±0.189、1.577±0.401,明显高于对照组(t=4.151、5.416,P均＜0.05),但低于Mor组(t=4.871、6.922,P＜0.05).③D2受体脑内分布示:Mor+Sco组ST、NAC、海马(HIP)及额叶(FC)的125I-IBZM%ID/g分别为0.589±0.081、0.683±0.046、0.175±0.039和0.257±0.034,低于对照组(0.735±0.096、0.709±0.098、0.281±0.038、0.289±0.020,t=7.841、6.170、5.446、4.337,P均＜0.05),高于Mor组(0.540±0.098、0.640±0.061、0.140±0.017、0.232±0.015,t=6.021、3.227、5.113、6.174,P均＜0.05).结论Sco的介入阻止或减缓了Mor引起的地点偏爱倾向,该效应可能通过Sco与DA系统的相互作用实现,Sco可减缓或阻止Mor引起的DAT上调及D2受体的下调反应.
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吗啡依赖大鼠脑多巴胺转运蛋白及D2受体的研究
目的 观察吗啡依赖(MD)大鼠脑多巴胺(DA)系统的变化。方法 采用两隔室(C1及C2)模型训练大鼠对吗啡产生条件性位置偏爱，造成MD大鼠模型，用DA转运蛋白(DAT)及DA D2受体显像剂125I-甲苯-3β-(4-碘苯基)托烷-2β-羟酸酯(β-CIT)、125I-左旋-3-碘-2-羟基-6-甲氧基-N[(1-乙基-2-吡咯烷)甲基]苯酰胺(IBZM)脑放射自显影、脑内放射性分布观察MD及对照组大鼠脑内D2受体及DAT的变化。结果 条件性位置偏爱实验自第6 d后MD组大鼠由C1进入C2时间平均(0.84±0.50)min，与对照组(2.40±1.10)min比较差异有显著性(P＜0.05)；放射自显影图像分析示：125I-β-CITMD组纹状体(ST)/小脑(CB)及伏隔核(NAC)/CB摄取比值分别为4.76±0.92、2.72±0.96，与对照组(5.92±0.67、4.16±0.56)比较差异有显著性(P＜0.05)；125I-IBZM在MD组的ST/CB和NAC/CB摄取比值分别为4.11±0.56、2.64±0.25，明显低于对照组(5.43±0.74、3.49±0.65，P＜0.05)，脑内分布研究(％ID/g脑组织湿重)也证实MD组125I-β-CIT、125I-IBZM ST/CB摄取比值分别比对照组降低(21.68±11.11)％和(18.69±9.97)％。结论 应用125I-β-CIT、125I-IBZM能够敏感地反映MD大鼠模型ST及NAC的DAT及D2受体不同程度降低或下调反应，这为D2受体及DAT显像在阻止药物成瘾及戒毒治疗中的应用研究提供了实验依据。
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大学生生命意义感在无聊感与手机依赖行为间中介作用
目的 探讨生命意义感在大学生无聊感与手机依赖行为之间的中介作用,为深入了解手机依赖的形成机制提供理论依据.方法 方便抽取河南地区3所高校418名大一至大四学生,采用无聊倾向问卷(BPS)、手机成瘾指数量表(MPAI)、生命意义感量表(MLQ)进行测量.结果 男生的无聊总分高于女生(t=2.13,P＜0,05),大四年级的手机依赖行为高于其他3个年级(F=2.63,P＜0.05).大学生无聊感与拥有生命意义感呈负相关(r=-0.31,P＜0.01),手机依赖行为与拥有生命意义感呈负相关(r=-0.20,P＜0.01),无聊感和手机依赖行为呈正相关(r=0.31,P＜0.01).拥有生命意义感在无聊感与手机依赖行为间起部分中介作用,中介效应为30.06％.结论 生命意义感可以部分调节大学生在无聊时对手机依赖行为的影响.
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某高校大学生手机依赖对睡眠障碍的影响
手机依赖是个体因为使用手机行为失控,导致生理、心理和社会功能明显受损的痴迷状态[1].手机依赖对大学生日常生活的影响尤其明显.近年来调查显示,我国大学生手机依赖率为15％ ～ 30％[2-5],大学生手机依赖将会对其学习、生活及身体健康等方面产生影响.
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蚌埠市中学生手机使用依赖与伤害发生的关系
目的 了解蚌埠市中学生手机使用依赖与伤害发生之间的关联,为制定干预学生伤害、手机成瘾发生的策略提供依据.方法 采用分层整群抽样方法,从蚌埠市城区和农村中学中抽取学生5 116名.运用“青少年手机使用依赖自评问卷”和伤害评定量表评价调查对象手机使用依赖和伤害发生情况.应用SPSS 13.0软件进行统计分析.结果 中学生手机使用依赖报告率为25.69％(1 112/4 328),不同性别、学段、户口所在地、独生子女、父母文化程度学生之间差异均有统计学意义(x2值分别为7.58,161.07,11.42,22.14,21.38,24.24,P值均＜0.01).非自我伤害和自我伤害发生率分别为27.48％,43.32％,不同性别、学段、户口所在地、独生子女之间差异均有统计学意义(P值均＜0.05).性别为男性、户口所在地为农村、非独生子女是非自我伤害发生的危险因素(OR值分别为1.158,1.136,1.108,P值均＜0.05),手机使用依赖、性别为男性、学段为高中、居住地为农村、非独生子女是自我伤害发生的危险因素(OR值分别为2.075,1.069,1.121,1.086,1.141,P值均＜0.05).结论 中学生手机使用依赖和非自我伤害、自我伤害检出率均较高,手机使用依赖会增加中学生自我伤害的发生风险.学校、家庭和社会应共同采取措施,减少青少年手机依赖和伤害的发生.
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依恋在大学生主观幸福感与手机依赖间的调节作用
目的 探讨依恋在大学生主观幸福感与手机依赖之间的调节作用机制,为改善大学生手机依赖的病理性症状提供参考.方法 采用依恋量表[包括关系问卷(RQ)与亲密关系经历量表(ECR)]、总体主观幸福感量表(GWB)、手机成瘾指数量表(UCLA),对河南师范大学与新乡医学院的1 455名大学生进行测评;应用SPSS 13.0对数据进行统计分析.结果 ECR测得的依恋类型结果中,安全型占36.85％,迷恋型占20.45％,恐惧型占22.02％,冷漠型占20.68％.不同依恋类型大学生手机依赖与主观幸福感得分差异均有统计学意义(F值分别为9.032,16.041,P值均＜0.01).手机依赖与依恋焦虑呈正相关(r=0.315,P＜0.01),与主观幸福感呈负相关(r=-0.308,P＜0.05).依恋焦虑维度与主观幸福感的交互效应对手机依赖有正向预测作用(β=0.338,t=2.174,P＜0.05).结论 依恋焦虑在大学生主观幸福感与手机依赖之间起调节作用,可以通过调节内在主观幸福感改善焦虑型依恋个体手机依赖症状.
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合肥市中职护理专业学生手机依赖与睡眠质量的关系
目的 调查中职护理专业学生手机使用依赖状况及其与睡眠质量的关系,为手机依赖的预防干预及睡眠质量改善提供依据.方法 采取整群抽样的方法,对合肥市中职卫生学校的542名护理专业学生进行匿名问卷调查,内容包括学生一般情况、手机使用状况、青少年使用手机依赖自评问卷、匹兹堡睡眠质量指数(PSQI)量表.结果 手机依赖程度较高者138名(25.5％).不同年龄、家庭经济状况、每天使用时间、月手机消费学生的手机依赖程度差异均有统计学意义(F值分别为8.819,6.391,32.872,14.817,P值均＜0.01).手机依赖总分与睡眠质量PSQI总分呈正相关(r=0.409,P＜0.01).多元线性逐步回归分析显示,手机依赖为睡眠质量的预测因素(β=0.113,P＜0.01).结论 中职护生手机依赖程度较高,手机依赖影响睡眠质量;有效减少手机使用有助于提高睡眠质量.
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大学生情绪症状饮酒行为与手机使用依赖的关联性分析
目的 了解大学生手机使用现状及手机使用依赖的影响因素,为探讨情绪症状和饮酒行为与手机使用依赖的关联提供参考.方法 采用整群抽样方法,对阜阳市某职业技术学院3 130名大学生的手机使用情况及手机使用依赖影响因素进行问卷调查.结果 100％的大学生拥有手机,男生手机使用3a以上、连续24h开机、手机月消费60元以上、拥有智能手机报告率分别为59.2％,63.5％,25.9％和51.2％,均高于女生的50.9％,43.7％,17.4％,34.8％,差异均有统计学意义(P值均＜0.01).单因素分析显示,焦虑、抑郁、吸烟、饮酒均与手机使用依赖密切相关(P值均＜0.05);多因素Logistic回归分析表明,有焦虑、抑郁症状及有饮酒行为的大学生手机使用依赖的OR值分别为2.831,2.131,1.433.结论 大学生普遍使用手机,情绪症状和饮酒行为与手机使用依赖存在关联.
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大学生网络和手机依赖及其与心理健康状况的相关性
目的 了解大学生网络依赖、手机依赖现状及其与心理健康状况的相关性,为提高大学生心理健康水平实施针对性的教育提供参考.方法 采用方便抽样法,从某高校选取1 172名大二、三年级学生,选用中文网络依赖量表修订版、手机依赖量表及症状自评量表进行测查.结果 大学生手机依赖检出率(15.4％)高于网络依赖(8.7％),且存在一定比例的2种依赖共病现象.男生、理科生的网络依赖得分更高(t值分别为3.47,-2.28,P值均＜0.01),女生、文科生的手机依赖得分更高(t值分别为-3.26,2.98,P值均＜0.01),大二学生网络与手机依赖得分均高于大三学生(t值分别为7.04,5.01,P值均＜0.01).纯网络依赖组、纯手机依赖组及2种依赖共病组的心理健康总均分和各因子得分均高于无依赖组,且2种依赖共病组的心理健康总均分和各因子得分均高于纯网络或手机依赖组(P值均＜0.05).网络依赖、手机依赖得分均与心理健康各因子得分和总均分呈正相关(r网络 =0.25～0.36;r手机=0.35～0.46,P值均＜0.01).抑郁、焦虑分别对网络依赖、手机依赖的预测作用大(B值分别为0.15,0.22,P值均＜0.01).精神病性与强迫对网络和手机依赖均有预测作用(B值分别为0.15,0.10,0.11和0.10,P值均＜0.05).结论 大学生手机依赖程度高于网络依赖,并存在2种依赖共病现象,2种依赖在性别及学科类型上的分布有明显不同.个体网络依赖、手机依赖与心理健康状况的关系既有所不同,又有相似之处.
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大学生手机依赖与心理健康的关系
目的 了解大学生手机依赖与心理健康的关系,为高校心理健康教育提供基础数据.方法 分层整群抽取某高校大学生1 172名,采用手机依赖量表和症状自评量表(SCL-90)进行施测.结果 大学生手机依赖检出率为15.4％；大学生手机依赖得分在性别与专业类型间差异有统计学意义(P值均＜0.05),女生和文科学生手机依赖得分更高；手机依赖组大学生较非依赖组的SCL-90总分及各因子上得分更高(P值均＜0.01),且手机依赖与SCL-90及其9个因子呈统计学相关(P值均＜0.01).焦虑、精神病性、强迫及恐怖对手机依赖具有一定的预测作用(β值分别为0.22,0.11,0.10,0.08).结论 手机依赖大学生可能存在不同程度的心理健康问题,心理健康水平可能是影响手机依赖的重要因素.
