中国健康心理学杂志
China Journal of Health Psychology 중국건강심리학잡지
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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儿童青少年精神分裂症患者神经系统软体征
目的:探讨儿童青少年精神分裂症患者神经系统软体征的特点.方法:选择86例儿童青少年精神分裂症患者为研究对象,均符合《美国精神障碍诊断与统计手册(第四版)修订版》精神分裂症的诊断标准.以年龄、性别相匹配的94名健康儿童青少年作为对照.使用剑桥神经科检查(CNI)软体征测试分量表评估两组的神经系统软体征(NSS).结果:儿童青少年精神分裂症患者对指运动(左)、序列对指运动(左)、轮替运动(左、右)、拳手掌测验(左、右)、Oseretsky测验、皮肤书写感测验(右)、镜像运动(右)1及扫视时头移动的阳性检出率均高于正常对照(x2 =6.52,10.18,8.41,11.14,24.32,19.69,11.93,10.33,8.43,5.98;P＜0.05)),差异具有统计学意义.结论:儿童青少年精神分裂症患者存在明显的神经系统软体征.
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成人依恋对大学生焦虑水平的影响:客观社会支持的调节作用
目的:探讨不同成人依恋类型大学生焦虑水平的差异及客观社会支持的调节作用.方法:通过整群随机抽样,选取363名大学生为被试,采用亲密关系经历量表、社会支持评定量表和焦虑自评量表进行调查.结果:①成人依恋类型的主效应显著(F=9.32,P＜0.001,η2=0.07);②客观社会支持的主效应不显著(F=2.21,P=0.11,η2=0.01);③成人依恋类型和客观社会支持的交互作用显著(F=3.39,P＜0.01,η2=0.06);④客观社会支持对依恋恐惧个体的简单效应显著(F=4.45,P＜0.05),且高低客观社会支持个体的焦虑水平有显著差异(P＜0.05).结论:客观社会支持对依恋恐惧个体的调节效应显著,支持和验证了社会支持的缓冲器模型,对于不同成人依恋类型个体焦虑障碍的矫治具有一定临床价值.
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衡阳地区大学生学习倦怠与大五人格的相关性
目的:探讨大学生学习倦怠与大五人格的状况及其相关关系.方法:使用问卷调查法,抽取227名衡阳地区在校大学生,对数据进行分析.结果:①学习倦怠与大五人格总分(r =-0.439,P＜0.01)及“外向性”(r=-0.347,P＜0.01)、“开放性”(r=-0.307,P＜0.01)、“顺同性”(r=-0.249,P＜0.01)、“严谨性”(r=-0.633,P＜0.01)等维度都存在显著负相关,与“神经质”(r=0.535,P＜0.01)存在正相关;②大五人格中的“神经质”、“开放性”、“严谨性”对学习倦怠具有明显的预测作用.“神经质”在一定程度上能够正向预测大学生学习倦怠情况;而“开放性”和“严谨性”在一定程度上能够负向预测大学生学习倦怠情况.结论:学习倦怠与大五人格总分及各维度有关.其中“神经质”、“开放性”、“严谨性”对学习倦怠具有明显的预测作用.
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初中生成就动机与性别角色、自尊的关系
目的:考察初中生成就动机与性别角色、自尊的关系.方法:采用成就动机测验、Bem性别角色量表、自尊量表对354名初中生进行测查.结果:①初中生追求成功(F=6.94,P＜0.01)、避免失败(F=6.87,P＜0.01)、合成成就动机(F=12.53,P＜0.001)在年级上有显著差异;②不同性别角色类型初中生在追求成功(F=2.78,P＜0.0,5)、避免失败(F=3.41,P＜0.05)、合成成就动机(F=5.85,P＜0.01)上有显著差异;③初中生自尊水平与追求成功(r=0.178,P＜0.05)、合成成就动机(r=0.115,P＜0.01)呈显著正相关;④逐步回归分析结果显示,男性特质、自尊可以预测追求成功(F=9.421,P＜0.01),男性特质可以预测合成成就动机(F=11.088,P＜0.01).结论:初中生的成就动机与性别角色类型、自尊密切相关.男性特质和自尊有助于提高初中生成就动机.
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中职生学业自我与学业韧性的关系
目的:考察中职生学业自我与学业韧性的关系.方法:采用中学生学业韧性问卷和学业自我问卷测量1287名贵州省遵义、毕节、兴义、六盘水及贵阳5个地区的中职生.结果:①中职生学业自我(62.16±13.89)与学业韧性(88.01±15.42)良好,处于中上等水平,学业自我在性别和民族上存在显著差异(t=-4.343,-3.373;P＜0.001),学业韧性在性别和民族上存在显著差异(t=-3.673,-2.685;P＜0.01),女生得分普遍高于男生;②中职生学业韧性和学业自我在总体及各个维度呈显著正相关(r=0.674,P＜0.01);③学业自我的得分能够有效的预测学业韧性(R2=0.474,P＜0.001).结论:中学生学业自我与学业韧性处于中上等水平,且学业自我对学业韧性有显著预测作用.
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大学生就业压力、人格特质与择业取向的关系
目的:探讨本科毕业生人格特质在就业压力与择业取向间的中介作用.方法:采用大学生择业取向量表,大学生就业压力量表和大五人格量表对314名本科毕业生进行集体施测.结果:男生在择业目的、职业定位和薪酬期望上得分高于女生,而在择业标准上低于女生(P＜0.05);在择业标准、职业定位和薪酬期望得分上理＞文＞艺术,而在地域选择上,理科生得分要低于文科生和艺术生(P＜0.05).就业压力与择业目的呈显著正相关(r=0.248,P＜0.01),与择业标准和薪酬期望呈显著负相关(r=-0.175,-0.143;P＜0.01).中介效应分析表明,外向性在就业压力与薪酬期望之间起部分中介作用,中介效应占总效应的16.5％;情绪稳定性和尽责性在就业压力与择业目的之间起部分中介作用,中介效应分别占总效应的26.9％和15.8％.结论:大学生的就业压力直接或间接地通过人格特质影响其择业取向.
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大学生公正敏感性现状及其与父母教养方式的关系
目的:研究大学生公正敏感性现状及其与父母教养方式的关系.方法:采用心理测量学方法编制出大学生公正敏感性量表,并结合父母教养方式量表在天津巢高校抽取的804名大学生中进行测查,应用差异检验和相关分析等统计方法进行分析.结果:①男女大学生在受害者敏感性O=0.127,P＞0.05)、受益者敏感性(t=0.111,P＞0.05)、旁观者敏感性(t=0.905,P＞0.05)以及公正敏感性总分(t=0.392,P＞0.05)上均不存在显著差异;②家庭所在地不同的大学生在受害者敏感性(F=3.397,P＜0.05)、受益者敏感性(F=15.156,P＜0.001)、旁观者敏感性(F=3.600,P＜0.05)以及公正敏感性总分(F=9.996,P＜0.001)上均存在显著差异;③大学新生和老生在受害者敏感性(t=2.734,P＜0.05)、受益者敏感性(t=2.530,P＜0.05)以及公正敏感性总分(t=2.693,P＜0.05)上均存在显著差异;④当以公正敏感性的不同维度分及总分为因变量时,父母教养方式量表的不同因子进入回归方程.父亲教养方式量表在4种情况下:受害者敏感性(F=20.317,P＜0.001)、受益者敏感性(F=28.702,P＜0.001)、旁观者敏感性(F=13.297,P＜0.001)、公正敏感性总分(F=16.495,P＜0.001),皆有一些因子进入回归方程,而母亲教养方式只有在以受益者敏感性为因变量的条件下,因子Ⅱ(过分干涉、保护)进入回归方程.结论:①自编的大学生公正敏感性量表达到心理测量学基本标准;②公正敏感性不存在显著的性别差异;③新生较高年级学生公正敏感性更强;④来自农村的学生公正敏感性较强;⑤父母的教养方式对子女公正敏感性有一定影响,且父母表现出不同的影响模式.
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贵州农村高中生应对方式与心理韧性的关系
目的:研究旨在揭示农村高中生心理韧性和应对方式的状态,并剖析两者的关系,探寻应对方式能不能作为保护因素,提高农村高中生的心理韧性水平,增强其抗挫能力.方法:采用青少年心理韧性量表与中学生应对方式量表,对381名贵州省农村高中生进行问卷调查.结果:①农村高中生心理韧性(92.30±13.11)和应对方式(95.63±9.47)得分都处于中上等水平;②农村高中生心理韧性和应对方式呈显著正相关(r=0.189,P＜0.01);③应对方式得分能够预测高中生心理韧性42.1％的变异(R2=0.421,P＜0.001).结论:①农村高中生心理韧性与应对方式良好;②农村高中生的应对方式能够有效的预测其心理韧性水平.
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农村初中生生活事件、应对方式与主观幸福感的关系
目的:了解农村初中生的主观幸福感现状,探讨生活事件、应对方式与主观幸福感的关系.方法:采用总体幸福感量表、青少年生活事件量表和中学生应对方式量表对某初中183名农村学生进行调查.结果:①农村初中生的主观幸福感水平在性别和年级上不存在显著差异(P＞0.05);②生活事件中人际关系、学习压力、健康适应及其他因子与农村初中生主观幸福感呈负相关(r=-0.408,-0.386,-0.286,-0.372;P＜0.01);应对方式中,解决问题、合理解释等指向问题的应对方式与农村初中生主观幸福感呈正相关(r=0.255,0.169;P＜0.05),忍耐、逃避、发泄情绪和幻想与否认因子等指向情绪的应对与农村初中生主观幸福感呈负相关(r=-0.325,-0.186,-0.210,-0.323;P＜0.05);③人际关系因子、忍耐因子、问题解决因子、受惩罚因子、其他因子、学习压力因子和健康适应因子对主观幸福感的回归方程显著(R2=0.167,0.047,0.054,0.040,0.064,0.025,0.014).结论:生活事件、应对方式对农村初中生的主观幸福感有一定的预测作用,指向问题的积极地应对方式有利于提高主观幸福感水平.
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不同类型优秀大学生积极心理品质的对比研究
目的:对学习成绩优异学生、学生干部和创新创业型学生的应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机特点进行对比研究,探讨不同类型优秀大学生的心理差异.方法:从某省9所不同高校选取被试1204人,利用应付方式问卷、中文版核心自我评价量表、中文人生意义问卷和大学生学习动机问卷进行施测.结果:方差分析的结果表明,不同类型优秀大学生在应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机上差异显著(F=13.45,10.52,11.38,10.02;P＜0.001),不同性别优秀大学生在应付方式(t=2.87,P＜0.001)、核心自我评价(t=-2.56,P＜0.01)、人生意义(t=2.61,P＜0.001)和学习动机(t=-1.96,P＜0.01)上差异显著;学习成绩优异学生应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机两两之间都呈显著正相关(P＜0.001),学生干部、创新创业型学生应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机之间均无显著相关(P＞0.05);核心自我评价、人生意义在应付方式影响学习成绩优异学生学习动机中起部分中介作用.结论:不同类型、性别优秀大学生在应付方式、核心自我评价、人生意义和学习动机上存在显著差异.
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医学生父母教养方式与学业拖延:学业延迟满足的中介作用
目的:本研究以医学生为被试,探讨学业延迟满足在父母教养方式与学业拖延间的中介作用.方法:采用父母养育方式量表、大学生学业延迟满足量表和Aitken拖延问卷对653名医学生进行问卷测量.结果:①医学生学业拖延的性别差异不显著,不同年级医学生学业拖延的差异显著(F=8.25,P＜0.01);②父母教养方式中父母关爱与学业拖延显著负相关(r=-0.23,-0.30;P＜0.01),与学业延迟满足显著正相关(r=0.14,0.12;P＜0.01),父母鼓励自主与学业拖延显著负相关(r=-0.16,-0.19;P＜0.01),与学业延迟满足相关不显著(P＞0.05),父母控制与学业拖延显著正相关(r=0.22,0.23;P＜0.01),母亲控制与学业延迟满足显著负相关(r=-0.09,P＜0.05),学业延迟满足与学业拖延显著负相关(r =-0.35,P＜0.01);③中介效应分析显示,父母控制直接正向预测学业拖延,父母关爱不仅可以直接负向预测学业拖延,还可以通过学业延迟满足间接预测学业拖延,中介效应占总效应的26.7％.结论:父母教养方式、学业延迟满足均可影响学业拖延,且学业延迟满足在父母关爱与拖延行为之间起部分中介作用.
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宁波市高校延长毕业学生自我效能感与焦虑相关性
目的:探究延长毕业生与正常毕业大学生一般自我效能感与焦虑间的关系及其在性别、专业、生源地等方面的差异.方法:采用一般自我效能感量表(GSES)和焦虑自评量表(SAS)对宁波某大学多个不同学院的延长毕业学生与正常毕业学生进行了调查.结果:延长毕业学与正常毕业学生的一般自我效能感和焦虑水平间均存在显著差异(t=2.104,-2.219;P＜0.05);其一般自我效能感在专业、生源地上构成显著差异(F(2,53)=3.694,P＜0.05;F(1,55)=4.287,P＜0.05);其焦虑也在专业、生源地上构成显著差异(F(2,53)=4.513,P＜0.05;F(1,55)=4.039,P＜0.05).结论:正常毕业学生的一般自我效能感显著高于延长毕业学生,焦虑显著低于延长毕业学生.
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初中生应对方式与自杀意念的关系
目的:了解初中生自杀意念的现状,探讨初中生应对方式与自杀意念的关系.方法:从我校每个年级的10个班中,采用分群随机抽样的方法抽取5个班共864人.采用自杀意念自评量表(SIOSS)、中学生应对方式量表进行调查.通过筛选有无自杀意念学生,然后根据不同年级、性别从自杀意念检出率和平均分进行比较,用应对方式各因子的得分与自杀意念量表得分做相关分析.结果:初中生自杀意念的检出率为16.32％.自杀意念检出率女生显著高于男生(x2 =9.024,P＜0.01),初二年级学生显著高于初一、初三年级学生(x 2=10.912,P＜0.01);在自杀意念的平均得分上女生显著高于男生(t=-5.252,P＜0.01),初三年级、初二年级学生显著高于初一年级学生(t=8.992,P＜0.01).问题解决、积极合理化与自杀意念有显著负相关(r =-0.232,-0.194;P＜0.01);忍耐、逃避、发泄及幻想否认等指向情绪的应对方式与自杀意念有显著的正相关(r=0.324,0.250,0.296,0.393;P＜0.01).结论:初中生应对方式与自杀意念有显著相关.
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医学生学业拖延与学业自我效能感、情绪智力的关系
目的:探讨某医学院校大学生学业拖延与学业自我效能感、情绪智力的关系以及绩优生与绩差生在这3方面的差异.方法:采用学业拖延量表-学生卷(PASS)、学业自我效能感问卷和情绪智力量表对该医学院118名二年级本科生进行自填式问卷调查.结果:医学生情绪智力对学业自我效能感有显著的正向预测作用(t =9.377,P＜0.001),学业自我效能感负向预测学业拖延(t=-2.523,P＜0.05),而情绪智力与学业拖延无相关.绩优生与绩差生在学业拖延(t=2.261,P＜0.05)及备考拖延水平上(t=3.120,P＜0.01)均有显著差异,在学习行为自我效能感方面也有较明显的差别(t=3.191,P＜0.05).二者在情绪智力水平上的差异无统计学意义.结论:医学生学业自我效能感与学业拖延关系密切,情绪智力正向预测学业自我效能感,情绪智力与学业拖延无关.绩优生学业拖延及备考拖延水平低于绩差生,学习行为自我效能感比绩差生高.情绪智力与学业成绩无关.
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中学生应激与应对方式:情绪弹性的中介作用
目的:探讨情绪弹性在中学生应激和应对方式间的中介作用.方法:采用问卷调查法,运用青少年生活事件量表、青少年情绪弹性量表和中学生应对方式量表对800名中学生进行调查.结果:①中学生应激、情绪弹性和应对方式三者间两两显著相关.应激与积极应对方式显著负相关(r=-0.138,P＜0.01),而与消极应对方式显著正相关(r=-0.310,P＜0.01);情绪弹性与应激显著负相关(r=-0.372,P＜0.01);情绪弹性与积极应对显著正相关(r=0.312,P＜0.01),与消极应对显著负相关(r--0.298,P＜0.01);②情绪弹性在应激与积极应对间起到完全中介作用;情绪弹性在应激与消极应对间有部分中介作用.结论:应激和情绪弹性都是影响应对方式的重要因素,情绪弹性在应对方式中起中介作用.
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高中生心理安全影响因素
目的:深入探讨高中生心理安全影响因素,为高中生心理安全教育工作提供指导.方法:首先,通过开放式问卷收集高中生心理安全影响因素的词语,整理和归纳影响因素的词语编制高中生心理安全影响因素问卷.其次,采用自编问卷对1367名高中生进行调查,采用探索性因素分析的方法探索出影响高中生心理安全的因素结构.后,通过验证性因素分析和多元线性回归的方法对探索出来的影响因素结构进行检验.结果:对高中生心理安全产生影响的有六大因素,分别为:学业压力、适应困难、教育方式不当、同伴关系不良、人际关系问题、自我同一性问题.这六大因素对高中生心理安全的解释总变异量为65.256％,总特征值为23.858,六大因素对心理安全的贡献率依次为20.153％、10.926％、10.639％、9.860％、6.904％、6.774％,六因素可以90％正向预测高中生心理安全.结论:六因素结构拟合度良好,六因素结构为高中生心理安全教育工作有针对性地开展提供指导和参考.
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慢性乙醇中毒性周围神经病患者脑功能的描述性研究
目的:分析慢性乙醇中毒性周围神经病(CAPN)患者的脑功能损害.方法:以CAPN患者164例为研究组,同期健康志愿者152例为对照组.应用诱发电位技术,分析脑听觉诱发电位(BAEP)、事件相关电位P300;应用脑电超慢涨落技术,分析脑部神经递质相对含量;应用多导睡眠脑电图,评估睡眠状况.结果:①BAEP:CAPN组在波Ⅰ～Ⅶ的潜伏期均显著性延长(t=8.265～18.426,P＜0.001),波幅均显著性降低(t=6.398～12.965,P＜0.001);②P300:CAPN组在事件相关电位各成分的潜伏期均显著性延长(t=7.929～28.914,P＜0.001),波幅均显著性降低(t=18.003～31.736,P＜0.001);③神经递质:CAPN组GABA(t=13.873)、GA(t =29.257)显著性增高(P＜0.001),5-HT、Ach、NE、DA显著性降低(t=4.904～12.799,P＜0.001);④多导睡眠图:CAPN组在记录总时间、睡眠潜伏期、REM潜伏期、醒起时间、醒觉时间、觉醒次数、醒睡比、睡眠S1期比率均显著性偏高(t=4.733～22.958,P＜0.001),睡眠总时间、睡眠效率、睡眠维持率、REM周期数,S3期、S4期、REM期比率均显著性偏低(t=8.244～16.000,P＜0.001).结论:CAPN患者在中枢神经系统临床表现出现前,已经存在脑部认知功能异常、神经递质失调及睡眠结构紊乱,神经电生理技术有助于其早期诊断.
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积极心理干预对2型糖尿病患者主观幸福感的影响
目的:探讨积极心理干预对提高2型糖尿病患者主观幸福感的效果.方法:将110例2型糖尿病患者按照随机数字表法分为干预组和对照组各55例,对照组进行常规护理,干预组在常规护理的基础上增加积极心理干预.干预前后采用总体幸福感量表(GWB),对两组患者的主观幸福感进行评定.结果:男、女患者的主观幸福感总分均低于中国常模,但差异无统计学意义(t=-1.492,-1.397;P＞0.05);干预后,两组主观幸福感总分及对生活的满足和兴趣、对健康的担心、精力、忧郁或愉快的心境、对情感和行为的控制、松弛和紧张6个因子得分比较,差异具有统计学意义(t=6.799,3.826,3.520,2.637,5.032,4.850,6.451;P＜0.05).结论:积极心理干预可以提高2型糖尿病患者的主观幸福感.
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士官军人人际关系困扰与应对方式的相关性
目的:研究士官军人人际关系困扰和应对方式的关系.方法:以陆军士官军人为研究对象,采用人际关系综合诊断量表和应对方式问卷进行调查分析.结果:士官军人存在人际困扰的比例为78％;士官军人应对方式高于士官军人常模,其解决问题、求助因子显著高于常模(t=26.08,10.38;P＜0.01);士官军人人际关系困扰与应对方式存在相关,成熟型应对方式与人际关系困扰呈显著相关(r =-0.18～0.29,P＜0.05);回归分析显示,应对方式各因子可共同解决人际困扰问题的27％,解决问题、求助的运用能明显缓解人际困扰.结论:成熟的应付方式(解决问题、求助)有助于缓解士官军人人际关系困扰.
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新职工心理压力与岗前培训反馈调查
目的:探讨新员工的心理压力情况和岗前培训内容需求之间的关系,并结合当前的培训反馈分析,从员工的心理健康角度出发,完善培训内容.方法:应用自编调查问卷,包括参训员工基本情况调查表、新职工心理现状调查问卷、新职工岗前培训反馈问卷对来自于新疆气象部门60名新职工进行测试.结果:66.67％的员工表示出对即将参加的工作感觉到有压力.男性员工压力水平显著高于女性员工(F=16.22,P＜0.05),民族、学历和籍贯对员工的压力水平评估均没有显著影响.来自于新工作、能力以及新环境的压力对员工的影响较大,分别有66.67％,61.67％和73.33％的员工对情绪、压力以及人际关系的心理话题较为感兴趣.培训内容的需求程度和有用程度对培训满意度有预测作用,即满意程度=(0.29)需求程度+(0.50)有用程度+1.84.员工压力水平和心理素质培训和专业素质方面的需求程度之间存在显著性相关(r=0.510,0.567;P＜0.05).结论:新员工在上岗前存在一定的心理压力,尤其是男性员工.压力源主要来自于新环境、新工作和自身的能力方面.员工对岗前培训的满意度主要体现在其自身需求程度和有用程度上,而且尤为看重心理素质、行业要求和专业素质培训.后期岗前培训需要加入以情绪、压力和人际关系为主题的、更为深入的心理素质内容以缓解员工的压力水平,满足员工的培训需求.
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城管执法人员心理和谐及其与工作压力、工作投入的关系
目的:了解城管执法人员心理和谐现状及其与工作压力、工作投入的关系.方法:采用问卷法对327名城管执法人员展开调查.结果:①城管执法人员心理和谐水平一般(3.24±0.42),除家庭氛围外,心理和谐总分、自我状态、人际关系以及社会态度均显著低于全国7城市常模;②城管执法人员心理和谐与工作压力负相关(r=-0.437,P＜0.01),与工作投入正相关(r=0.552,P＜0.01),工作压力显著负向预测心理和谐(β=-0.450,P＜0.001),心理和谐显著正向预测工作投入(β=0.517,P＜0.001);③心理和谐在工作压力与工作投入间的中介效应极显著,工作压力通过自我状态、社会态度间接影响工作投入.结论:城管执法人员的工作压力影响其心理和谐水平,继而影响工作投入.
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幼儿教师职业倦怠与情绪智力的关系
目的:探讨幼儿教师职业倦怠与情绪智力的状况及关系.方法:采用Maslach教师职业倦怠量表和情绪智力量表对上海市某区249名幼儿教师进行测查.结果:①本研究结果显示,有明显情感枯竭、去个性化和低成就感的幼儿教师分别为21.3％、4.4％和1.2％,有严重情感枯竭、去个性化的幼儿教师分别为3.6％、1.6％;②不同年龄的幼儿教师在职业倦怠上呈显著性差异,其中31～40岁的幼儿教师在情感枯竭和去个性化方面显著高于20～30岁和40岁以上的幼儿教师(F=5.761,5.022;P＜0.01);③在受教育程度上,本科以上幼儿教师的情绪枯竭显著高于大专文化的幼儿教师(F=3.178,P＜0.05);④不同工作年限的幼儿教师在职业倦怠上的情感枯竭和个性化上,4年以上的幼儿教师在情感枯竭上显著高于工作1～3年的幼儿教师(F=8.163,P＜0.001;F=2.963,P＜0.01);⑤在情绪智力方面,受教育程度显示有显著差异(F=4.081,P＜0.05;F=4.986,P＜0.01);⑥幼儿教师在职业倦怠和情绪智力呈显著负相关(P＜0.05).结论:幼儿教师存在职业倦怠,其原因与年龄、受教育程度、工作年限及情绪智力有关.
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高职生学习倦怠与社会支持的关系
目的:探讨高职生学习倦怠与社会支持的关系.方法:采取方便取样方法选取福建省291名高职生,应用学习倦怠问卷和社会支持问卷进行调查.结果:高职生学习倦怠和社会支持总均分分别为(59.08±7.28)、(36.91±5.58),性别差异和年级差异不显著;社会支持与学习倦怠显著负相关(r=-0.21,P＜0.001),社会支持对学习倦怠具有显著的负向预测作用,解释了学习倦怠变异的9％,其中,主观支持的负向预测作用显著(β=-0.13,t=-2.14,P＜0.05).结论:高职生学习倦怠水平偏高;社会支持越全面,高职生学习倦怠水平越低.
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职业决策自我效能感在青少年未来取向与职业决策困难间的中介作用
目的:探讨职业决策自我效能在中职生未来取向与职业决策困难之间的关系中是否存在中介作用,为减少中职生职业决策困难提供实证依据和支持.方法:采用青少年未来取向问卷、职业决策自我效能量表和职业决策困难量表对700名广东省珠三角地区中职生进行调查.结果:职业决策困难与未来认知、未来情感与未来意志行为均呈负相关(r =-0.42,-0.21,-0.49;P均＜0.01),与职业决策自我效能呈显著负相关(r=-0.56,P＜0.01);职业决策自我效能与未来认知、未来情感与未来意志行为呈显著正相关(r=0.44,0.16,0.58;P均＜0.01).职业决策自我效能在未来认知与职业决策困难关系中,具有部分中介作用(Z=-5.01,P＜0.001),职业决策自我效能在未来情感与职业决策困难关系中,具有部分中介作用(Z=-3.46,P＜0.001),职业决策自我效能在未来意志行为与职业决策困难关系中,具有部分中介作用(Z=-4.10,P＜0.001).结论:中职生的未来认知、未来情感和未来意志行为既可直接影响职业决策困难,也可以通过职业决策自我效能的中介作用影响职业决策困难.
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军校学员人际关系状况的调查报告
目的:了解军校在校大学生的人际关系状况及所存在的问题,为解决学员人际关系困扰提供依据.方法:采用人际关系综合诊断量表对712名军校大学生进行整群抽样调查.结果:军校学员人际关系困扰的发生率为35.0％,5个年级在交际及与异性交往两个维度上存在显著差异(KW-H=10.994,20.608;P＜0.01);医学生、非医学生在人际关系与4个维度上差异均无统计学意义(P＞0.05).结论:军校在校大学生人际关系困扰发生率较高,学校应采取适当措施引导和帮助学员建立良好的人际关系,促进学员的身心健康.
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大学生应对方式、自我效能感与主观幸福感的关系
目的:探讨大学生的应对方式、自我效能感与主观幸福感之间的关系,为进一步开展大学生心理健康教育提供依据.方法:应用简易应对方式量表、一般自我效能感量表和总体幸福感量表对随机抽取的487名大学生进行测评.结果:大学生总体幸福感和自我效能感均处于中等偏上水平,应对方式以积极应对为主.自我效能感水平越高的大学生积极应对方式得分也越高(F=27.487,P＜0.01),积极应对方式与大学生总体幸福感之间呈正相关(r=0.290,P＜0.05),自我效能感水平越高的大学生总体幸福感也越高(F=15.395,P＜0.01).结论:大学生的自我效能感和应对方式对主观幸福感有显著影响作用,积极的应对方式,可提高大学生的自我效能感,从而有效地提升其主观幸福感水平.
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在校生社会支持与网络成瘾的Meta分析
目的:了解中国在校学生的社会支持程度对其个人网络成瘾问题的影响.方法:从中国知网、万方数据库、维普资讯库等网站筛选出2000-2015年对中国在校学生的社会支持与网络成瘾关系研究的相关文献26篇进行Meta分析,共涉及学生16386名,使用相关系数(r)作为效应量.结果:整体上学生社会支持和网络成瘾之间存在显著负相关(r =-0.22,P＜0.01).网络成瘾与主观支持、客观支持、支持利用度指标的相关均有统计学意义(P均＜0.05),效应量的绝对值在0.126～0.183之间.不同地域的学生对社会支持与网络成瘾关系的影响有统计学意义,不同样本来源的被试群体之间社会支持与网络成瘾的相关有统计学意义;前者效应量的绝对值在0.219～0.270之间,而后者效应量的绝对值在0.171～0.395之间.结论:中国学生社会支持和网络成瘾之间关系密切,且受到样本来源和学生所处的地理区域的影响.
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大学生主动性人格与创新能力、创新气氛的关系
目的:探讨大学生主动性人格与创新能力的关系,考察创新气氛在二者关系中的中介作用.方法:采用问卷法对388名大学生的主动性人格、创新能力和创新气氛进行调查.结果:①大学生主动性人格和创新能力的得分都超过了平均水平,大学生的主动性人格存在年级(F=4.262,P＜0.05)和性别(F=4.552,P＜0.01)差异,但是年级和性别的交互作用不显著(F=0.770,P＞0.05);②大学生主动性人格、创新气氛各维度都与创新能力之间存在显著的正相关;③通过结构方程模型发现,创新气氛在大学生主动性人格和创新能力之间起着部分中介作用.结论:大学生的主动性人格会影响创新能力,并且还会通过创新气氛间接影响创新能力.
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拟人化、自然共情与亲环境行为
拟人化是指给非人类个体赋予人类特征,使其被看作是有感觉和思想的人.自然共情则被定义为理解并共享一个自然个体的情绪体验.以往研究关注拟人化、自然共情和亲环境行为的概念、理论解释并证明了前两者对亲环境行为的促进作用.探讨提升亲环境行为的有效策略、完善自然共情理论,以及关注拟人化、自然共情与亲环境行为之间的复杂关系,是未来的研究方向.
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共情能力的作用及其培养
本文通过文献研究,国内外研究的现状,认识共情的概念,共情在医学领域的重要性,分析总结国内外共情能力提高的培训方式,将共情能力的改变融入医学教育中,为改善医护人员和培养医学生的共情能力打下良好基础.共情作为重要的心理特质,对缓解当前紧张的医患关系有着重要的作用.
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构建广州新型社区心理卫生服务模式的探讨
心理健康问题已成为重大公共卫生和社会问题.社区心理卫生服务起着举足轻重的作用.本文结合广州地区经济社会发展特点、心理卫生服务现状及社区居民心理卫生需求状况等,借鉴国内外先进经验,以社区卫生服务机构为依托,把心理卫生服务内容有机地融入到社区卫生服务的整体框架中,提出构建广州新型的三级网络服务体系,丰富社区心理卫生服务内容,以促进社区居民心理健康,优化社会心理环境,努力构建和谐社会.
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团体辅导课程提高师范生人际能力的实践探索
目的:探讨借助团体辅导课程提高师范类大学生人际能力的方式与效果.方法:以团体辅导理论知识讲解结合实践活动的形式,对团体辅导课程班123名本科生进行干预,以另外42名心理咨询课程班的本科生为对照,在课程开始前后对两个教学班的学生施测领悟社会支持量表、信任量表、容纳他人量表与自我和谐量表.结果:课程结束后,团体辅导课程班学生在领悟社会支持量表、信任量表、被他人容纳自己程度分量表及自我和谐量表上的自评均分显著优于前测(t=2.713,2.225,1.980,-3.130;P＜0.05);心理咨询课程班学生在所有量表得分均值上的前后测.结果均无显著差异(P＞0.05).结论:团体辅导课程教学可以有效提高学生的自我和谐度、人际信任水平以及对被他人容纳、对所获取社会支持的感受程度,对提高师范类大学生人际交往能力具有明显的干预效果.
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正念冥想训练对中学生自我控制能力的干预作用
目的:本研究主要考察正念冥想训练对低自控中学生自我控制能力的干预作用.方法:对247名高一学生施测自控力量表(Self-Control Scale),从中选取自控测验得分低的30名学生,将他们分成正念冥想训练组和控制组.对正念冥想训练组被试进行为期4周每周两次的正念冥想训练,而控制组不做任何处理.测量两组学生在训练前后的自我控制水平(自我报告的自控水平和教师他评的自控水平)、正念水平、焦虑和抑郁(症状自评量表的焦虑和抑郁分量表)水平.结果:①通过4周的正念冥想训练,实验组低自控被试在自我报告(M前测=25.79,M后测 =33.57;P＜0.001)和教师他评的自控水平(M前测=28.21,M后测 =36.50;P＜0.01)均显著提高,控制组前后测的自我报告自控水平(M前测=30.80,M后测=30.27)及教师他评自控水平(M前测=30.33,M后测=30.00)则均无显著变化;②正念冥想训练组的学生的正念水平在训练后有明显的提高(M前测=40.07,M后测=48.07;P＜0.01)而对照组则无明显变化(M前测 =40.93,M后测=42.20);③正念冥想训练组的学生的焦虑(M前测 =33.29,M后测 =26.86;P＜0.05)和抑郁(M前测=36.50,M后测=31.71;P＜0.01)水平在训练后有明显的下降而对照组则无明显变化(焦虑:M前测 =32.87,M后测 =32.00;抑郁:M前测 =36.13,M后测=35.60).结论:正念冥想是一种提高中学生自我控制能力的可行的训练方法.
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团体心理训练对高中生的手机依赖及其自尊的影响
目的:探讨团体心理训练对手机依赖高中生依赖程度及其自尊水平的影响.方法:随机将100例手机依赖高中生分为实验组和对照组,对实验组被试进行为期1个半月的团体心理干预(每周1次,每次两小时,持续6周),对照组不进行干预.干预前1周与干预结束1个月后分别对两组被试进行手机依赖指数量表(MPAI)和缺陷感量表(FIS)的评定,了解其手机依赖水平和自尊水平的改变情况.结果:高中生手机依赖指数量表得分与其缺陷感得分有显著负相关;两组被试干预前后MPAI得分和FIS得分差值有显著性差异(t=-3.024,3.657;P＜0.01).结论:高中生手机依赖程度与其自尊水平呈显著负相关;团体心理训练可显著降低手机依赖高中生的手机依赖水平,并显著提高其自尊水平.
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大学生生命观量表的初步编制
目的:编制适合测量中国大学生生命观的量表.方法:查阅文献并在与专家探讨的基础上,形成初测量表,经过项目分析、探索性因素分析和验证性因素分析确定正式量表.结果:大学生生命观正式量表含有33个题目,包括3个因子:生命认知观、生活态度观、生命教育观;该量表全部题目的内部一致性信度(Cronbach's)为0.890;分半信度为0.803.该量表与幸福感指数量表呈显著正相关(r=0.274,P＜0.01),与抑郁自评量表呈显著负相关(r=-0.342,P＜0.01).量表各因子之间的相关:0.502～0.598;各因子与总分之间的相关:0.781～0.858.验证性因素分析表明,3个因子的模型拟合良好(x2/df=4.982,TLI=0.812,CFI=0.825,GFI=0.860,IFI=0.826,RMR=0.054,RMSEA=0.061).结论:本研究所编制的大学生生命观量表具有良好的信度和效度,适合用于评定我国大学生的生命现状况.
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大学生道德自我问卷的编制
目的:编制大学生道德自我问卷.方法:采用文献法、访谈法和问卷法,选取491名大学生进行测验,以检验问卷的信度和效度.结果:问卷包含个体道德自我、家庭道德自我和社会道德自我3个维度,3个维度可解释总变异的50.362％.信度检验Cronbach's α系数在0.796～0.867之间,总问卷Cronbach's α系数是0.852.效标与测验总分相关系数分别为0.763和0.809,呈显著正相关(P＜0.01).结论:问卷具有良好的项目特性,信度和效度测量指标均达到比较满意的水平.
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青少年幸福力模型建构及问卷编制
目的:建构青少年幸福力模型,并在此基础上编制可用于测量青少年幸福力现状的问卷.方法:在综合国内外相关研究并结合开放式问卷调查和深度访谈的基础上,构建青少年幸福力模型,并据此编制青少年幸福力问卷;然后通过对716名青少年的探索性因素分析和610名青少年的验证性因素分析形成终问卷.结果:青少年幸福力模型包括情感力、意志力、德行力、抗挫力和认知力5个维度;问卷共38题,内部一致性信度较高(α=0.739),且具备良好的内容效度和结构效度(x2/df=3.268,RMSEA=0.061,CFI=0.775,NFI=0.708,IFI=0.777,GFI=0.821,AGFI=0.798).结论:该问卷具有较好的信、效度,可作为青少年幸福力现状的测量工具.
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自然联结量表的修订及信效度
目的:对自然联结量表(connectedness to nature scale,CNS)进行中文版修订和信效度检验.方法:采用翻译后量表对大学生进行施测,161名大学生完成了初测,289名大学生完成了再测.结果:①探索性因素分析表明,中文版自然联结量表具有一个维度,包括14个题项,一个主因素可解释总变异的29.476％;验证性因素表明,单因素模型对数据拟合程度良好(x2/df=1.837,RMSEA=0.045,GFI=0.953,NFI=0.868,CFI=0.934,IFI=0.935,TLI=0.920);中文版自然联结量表相容效度良好,自然联结总分(CNS)和自我包含自然量表(the inclusionof nature in the self,INS)得分之间显著正相关(r =0.491,P＜0.01);②中文版自然联结量表内部一致性信度为0.783,重测信度为0.901(P＜0.01);③自然联结不存在性别差异和年级差异.结论:中文版自然联结量表具有良好的信效度,可以作为个人与自然关系的测量工具.
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大学生婚前性行为:是道德自我欺骗吗?
目的:探讨大学生婚前性行为的道德自我欺骗属性.方法:以自我欺骗理论为框架,以大学生为被试,通过行为实验和问卷分析,从意识和潜意识两个层面对大学生婚前性行为进行探究.结果:①45.2％的大学生发生过婚前性行为,且男生的发生率要远高于女生(x 2=44.814,P＜0.01);②17％的大学生婚前性行为存在道德自我欺骗.结论:大学生婚前性行为存在道德自我欺骗属性;女大学生道德自我欺骗更为严重.
| 年 | 期数 |
| 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 |
| 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 |
| 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 |
| 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 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2002 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2001 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2000 | 01 02 03 04 05 06 |
