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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外显自尊、内隐自尊与抑郁的关系
目的:研究外显自尊、内隐自尊以及内隐自尊与外显自尊的不同组合与抑郁的关系.方法:先通过大规模测试筛选出抑郁状态组,再把抑郁状态组和正常组被试的外显自尊、内隐自尊分别进行测量,并对两者及其关系进行对比.结果:(1)抑郁状态下个体外显自尊水平显著地低于正常个体;(2)抑郁状态下个体内隐自尊水平和正常个体无显著差异;(3)对处于抑郁状态的个体而言,有内隐自尊高于外显自尊的倾向;对于正常个体而言,有外显自尊高于内隐自尊的倾向;(4)内隐自尊和外显自尊的分离状况在正常个体和处于抑郁状态的个体的身上显著不同.结论:抑郁状态的个体外显自尊水平低于正常个体,在内隐自尊上二者差异不显著,但内隐自尊和外显自尊的分离状况显著不同.
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532名大学生心理健康水平与成就动机考察
目的:考察大学生的心理健康水平与成就动机及其相互关系.方法:运用心理卫生自评量表(SCL-90)及学业成就动机量表对532名学生进行了测查.结果:发现17.29%的被调查学生有一定程度的心理问题;被调查学生在自我取向成就动机上得分非常显著地高于社会取向上的平均得分;被试的SCL-90总分与社会取向成就动机得分呈非常显著的正相关,学业成就低的学生的SCL-90总分与自我取向成就动机得分呈显著的负相关.结论:自我取向成就动机可能有利于维护心理健康.
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一所高校学生神经症患病状况分析
目的:探讨一所高校大学生神经症患病状况及相关因素.方法:采用与国内12地区神经症流行病学调查相似的方法对一所高校4465名学生神经症患病状况进行调查研究.结果:该校学生神经症现患病率为9.34%,高于10年前对该校进行的调查结果(6.44%),焦虑症现患病率明显升高.男生高于女生,以三、四年级现患病率高.由失恋引发的神经症占一定的比例,但神经症发病还是取决于多种因素的共同作用.结论:大学生中神经症的现患病率有上升趋势,心理社会因素对神经症的发生有重要作用.大学生心理问题不容忽视,是摆在我们精神卫生工作者面前的重要课题.
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云南大学生心理健康的团体咨询实验
目的:改善大学生的心理健康状况.方法:采用团体咨询的训练方法针对大学生存在的心理问题进行人际关系训练,并在团体咨询结束4个月后进行随访.结果:实验组大学生SCL-90、SAD、SES量表的各项得分后测与前测相比发生了显著变化,而对照组没有发生明显变化;部分成员的人际交往行为有了明显改进.结论:团体咨询有效改善了大学生的心理健康状况.
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浙江省学校心理健康教育实施状况调查
本文对浙江省杭州、湖州、金华、绍兴、温州、台州、舟山、衢州8个地区按照分层随机抽样方法抽取城镇与农村的148所学校的校长,采用自编的"中小学心理健康教育实施状况调查问卷(校长问卷)"进行调查,其中小学74所、初级中学53所、高级中学21所.
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海南黎、汉族学生SCL-90结果对比分析
采用心理健康临床症状自评量表(SCL-90)对海南省乐东、白沙、琼中、通什等黎族自治县(市)初一～高三黎族410名学生进行调查,其中男生222人,女生188人;并取上述县(市)汉族学生537人,男306人,女231人作横向比较.
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心理治疗在精神科中的应用
心理治疗在精神科工作中的重要性似乎是一个不用争辩大家都认可的事实,然而真的要将这种观点作为一个工作思考的理念还需要一个相当漫长的过程.
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北京地区更年期妇女抑郁症状调查
目的:了解北京地区更年期妇女抑郁症状发生情况及相关因素.方法:在北京地区十八个区(县)采取分层整群概率比率的方法抽取7232名40-65岁更年期妇女,对其抑郁症状发生情况采用Zung抑郁自评表进行调查.结果:6786份有效资料进入分析.其中,有抑郁症状者223例,发生率3.65%;抑郁症状与各种更年期症状的发生、妊娠次数多少(特别是流、早产次数)、已绝经时间长短、高血压、骨折、与丈夫关系不和睦、吸烟等因素有明显正相关性;但与精神病家族史无关.结论:更年期抑郁症状严重影响妇女健康,应采取有针对性的措施,以减少抑郁症状对更年期妇女的干扰,避免更严重的精神疾患发生.
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239名高中男生儿童期性虐待调查
目的:了解高中男生中儿童期性虐待发生情况,探讨性虐待经历对学生心理健康的影响.方法:用自填式问卷,对某中学以班级为单位整群抽取的239名高中男生就有关儿童期性虐待经历进行不记名横断面回顾性调查.结果:在被调查的239名男生中,有55人(23.0%)报告16岁前曾经历过非情愿的或非身体接触或身体接触的性虐待;其中3人(1.3%)经历过被试图性交,2人(0.8%)经历过被强行性交.49.1%的儿童期性虐待首次发生年龄在11岁及以下.与没有儿童期性虐待经历的男生比较,有儿童期性虐待经历的男生抑郁情绪量表得分高;自尊量表得分和健康状况自我感觉评价得分低,差异有显著性.结论:本研究结果提示我们应重视男童中儿童性虐待问题的研究;儿童期性虐待经历是影响受害者心理健康的一个重要因素.
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女性生殖器畸形患者焦虑程度调查
本文调查了1997年1月至2002年5月在我院接受生殖器手术的患者共71例,其中先天性无子宫无阴道55例,两性畸形16例.已婚18例,未婚53例.有59例行阴道成形术,12例因年龄及其他原因单行男性生殖腺及畸形外生殖器切除术.41例进行心理护理干预为观察组,另30例为对照组不给心理护理干预,两组病人均无内外科合并症.
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依恋的发展病理和精神病理
1.依恋类型和不良依恋的防御性情报处理依恋(attachment)是指个体对某一特定对象长久持续的情感连接.依恋研究者相信依恋的不同性质决定着内在工作模式的形成,影响着个体的发展,是测量亲子关系性质的重要维度.他们采用类型学的研究方法,关注不良依恋的发展病理和精神病理.
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青少年性心理和性行为发展及表达
本研究于2002年3月,以班级为单位整群分层抽取苏州市区两所中学、两所中专技校、一所综合性大学共5所学校,男性408人,女性476人,共884人进行了性心理和性行为调查.其中初中生195名,高中及技校学生505名,大学生184名.
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SF-36量表在深圳市农村老年人中的应用
目的:探讨健康调查量表SF-36在农村老年人群中应用的信度、效度和可行性.方法:以问卷访谈的形式调查666名农村老年人,用分半信度、内部一致性、效标关联效度、构想效度和结构效度等指标对SF-36量表进行评判.结果:该量表具有良好的内部一致性,8个维度的Cronbach'a系数均≥0.8. 除心理健康(MH)外,各维度的分半信度较好,Pearson相关系数均≥0.7.构想效度和效标关联效度令人满意.因子分析产生两个因子,能解释总方差的63.14%,且除精神影响(RE) 外其它各维度在相应因子有较满意的因子载荷量(≥0.4).结论:SF-36量表基本适用于农村老年人生活质量评价,但部分条目需进行调整.
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广州市区中年知识分子和企业职工生命质量影响因素分析
生命质量(QOL)是顺应生物医学模式向生物-心理-社会医学模式转变而产生的一种新的健康指标,是全面衡量人类生活状况的尺度,用以评价人群躯体健康、心理健康、社会功能及生活满意度的综合水平.国外一些发达国家在生命质量系统研究和应用上已经开展了二十多年,而我国在二十世纪九十年代后期才开展关于生命质量的研究[1],其中大多是针对某种疾病的病人或老年人群的研究.为探讨中年人群的生命质量及其影响因素,我们于2000年9月～2001年6月期间对广州市区463例中年知识分子和企业职工进行了调查分析.
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阿片类稽延性戒断症状自评量表的初步编制
目的:编制一套较为全面的阿片类稽延性戒断症状自评量表. 方法:根据戒毒临床经验,参考国内外文献,从71项条目库中初步筛选出33个条目 ,作为稽延性戒断症状自评量表的初稿,并对符合研究要求的230名阿片依赖者进行调查, 将所得资料进行因素分析和信度及重测信度检验.结果:经因素分析,共抽取出:情绪症状、渴求症状、躯体症状、睡眠症状四因素,含括30个条目,可解释61.88 7%的变异.量表Alpha 系数为0.9533,四个因素的Alpha系数分别为0.9046、0.9112、0 .9049、0.8109;重测信度总体的相关系数为0.803,四个因素的相关系数分别为 0.751 、 0.661、 0.765、 0.660,均呈显著的正相关(P<0.01).结论:所编稽延性戒断症状自评量表具有良好信度及结构效度,可以作为临床应用.
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小学教师自我概念与心理健康的相关分析
国内外的研究都表明,自我概念是心理健康的重要指标,客观的自我评价、自我悦纳和积极的自我形象是心理健康的重要标志[3-7].本文采用美国田纳西心理学家H.Fitts编制的田纳西自我概念量表(TSCS)[1]及症状自评量表(SCL-90)[2]对来自浙江省11个地区71所学校的251名小学教师进行测量,其中男96人,女155人.所用TSCS由台湾林邦杰于1978年修订,有比较好的信度和效度.量表共70个题目,包含自我概念的两个维度和综合状况共十个因子,即结构维度:自我认同、自我满意、自我行动;内容维度:生理自我、道德自我、心理自我、家庭自我、社会自我;综合状况:自我总分与自我批评[1].前九个成分得分越高自我概念越积极,而自我批评得分越高自我概念越消极.
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中医肝脏象情绪量表因子结构的研究
目的:验证中医肝脏象情绪量表的三因素结构,探索不同肝证组之间因子结构的稳定性.方法:采用LISREL 8.02分析软件对中医肝脏象情绪量表总样本及肝实证和肝虚症组样本作验证性因素分析与比较. 结果:总样本符合肝经、焦虑、抑郁的相关三因子建构,总样本及肝实证、肝虚症组间因子结构具有相对稳定性.结论:中医肝脏象情绪量表具有较好的因素结构效度,基本达到原先预定的构想.
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计算机专业人员CPI结果分析
加利福尼亚心理调查表(CPI)广泛用于测评正常人在特定情景下的行为、人际意义评价和描述,可用于学业成就、创造潜能、管理潜能、工作绩效等方面的研究与预测[1,2].对于择业指导、人事管理、教育辅导和心理咨询等方面的工作具有较好的实用价值[3,4].信息产业是当今知识经济时代发展为迅速的领域,计算机专业人员作为时代的骄子,其相关研究并不多见,本研究应用CPI为工具,对某电脑公司从事电脑工程技术及相关工作的员工78人进行测评.根据量表Wb,Gi,Cm的T分,去除2个无效被试,后得到有效被试76人,其中男48名,年龄20-45岁,平均25.88±4.90岁;女28名,年龄20-39岁,平均25.25±4.40岁.
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自测健康评定量表修订版(SRHMS V1.0)的考评
目的:对自测健康评定量表修订版进行考评.方法:应用SRHMS V1.0对2000个个体进行测试.结果:在高校学员、中医科住院患者、皮肤病患者和军队退休干部中,SRHMS V1.0的重测信度分别为0.799、0.980、0.875和0.915.SRHMS V1.0的内部一致性Cronbach α系数为0.9311. SRHMS V1.0的分半信度Equal-length Spearman-Brown为0.7399, Guttman Split-half为0.7317.SRHMS V1.0的条目分与其维度分相关系数较大,而与其它维度分的相关系数较小;维度分与其子量表分相关系数较大,而与其它子量表分的相关系数较小.因子分析得到的10个因子与SRHMS V1.0的理论构想基本一致.SRHMS V1.0总分与SF36总分的相关系数为0.526;SRHMS V1.0量表总分以及三个子量表分与其一个条目的得分均存在密切关联.SRHMS V1.0总分在年龄、婚姻状况、文化程度、职业、经济状况、不同人群等方面存在差异;而在性别、民族、住地等方面不存在差异.SRHMS V1.0能够敏感地反映个体在不同时间内自测健康的变化.结论: SRHMS V1.0从定量化的角度,较为全面、具体、准确地反映了自测健康的真正内涵,且操作简单,经济实用,是适用于我国文化背景下的健康测量工具.
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情商与智商对比测试分析
情绪智力(Emotional Intelligence简称EQ)[1]是美国心理学家塞洛维与梅耶接过加特纳的智能多元化理论,创造性地发挥了人格智能的基本思路,于1990年提出的.关于IQ与EQ的关系问题,引起社会各界的普遍关注.本研究是对此问题的一种初步尝试.
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乳腺癌患者生命质量测定量表(FACT-B)中文版的修订
目的:修订乳腺癌生命质量测定量表FACT-B的中文版,并对其进行考评.方法:通过量表的释译、回译及文化调适,制定中国版的FACT-B,并通过165例乳腺癌患者进行的测定对量表进行考评.结果:躯体状况、社会/家庭、情感状况、功能状况、附加的关注5个领域以及总量表的重测信度分别为0.82、0.85、0.85、0.85、0.86、0.89;5个领域内部一致性信度的α值分别为0.84、0.84、0.79、0.83、0.61;该量表在入院治疗2～4周后能够反映出生命质量的变化.结论:FACT-B中文版具有较好的信度、效度及反应度,可用于中国乳腺癌患者的生命质量测定.
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西地那非对小鼠吗啡戒断反应和血浆中NO含量的影响
目的:观察磷酸二酯酶5(phosphodiesterase PDE5)抑制剂西地那非(Sildenafil)对小鼠吗啡戒断反应的影响.方法:用皮下递增注射吗啡法建立吗啡依赖模型,腹腔注射纳洛酮催瘾,根据小鼠戒断反应中出现的跳跃潜伏期(min)及15min内跳跃次数,以及体重丢失克数评定吗啡戒断反应强度.观察皮下注射不同剂量(l5mg*kg-1、30 mg*kg-1、60mg*kg-1)的西地那非对吗啡戒断反应的影响, 同时用硝酸还原酶法检测血浆和脑组织中NO含量.结果:三种不同剂量的西地那非可加重小鼠吗啡戒断反应,并呈很好的量效关系.30mg*kg-1的西地那非可增加吗啡戒断小鼠血浆中的NO含量,但对脑内NO无显著影响.结论:西地那非可加重小鼠吗啡戒断症状并增加吗啡戒断小鼠血浆中NO含量,但对脑组织中NO无明显影响.
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焦虑症患者的个性特点和行为类型
目的:研究焦虑症患者人格特征.方法:用艾森克个性问卷和A型行为问卷对60例符合CCMD-3标准的焦虑症患者(GAD和PA各30例)进行个性问卷测查和A型行为分布.结果:发现GAD组和PA组A型行为分布显著高于正常对照组,二组神经质及P分和N分显著高于正常对照组,且P分和N分呈显著性正相关.TH和CH分别与N分和P分呈显著性正相关.结论:GAD和PA人格特点和行为类型无明显差别,A型行为和N分、P分高者多见.
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两种吗啡依赖小鼠模型的行为学及相关指标的对比研究
目的:比较两种吗啡依赖小鼠模型的戒断行为及相关指标的相互关系.方法:以剂量递增法建立两种吗啡依赖小鼠模型, 纳洛酮催促戒断.之后,比较两种吗啡依赖小鼠的戒断症状及心、肝、肾、肺、肾上腺和睾丸重量.结果:两种方法均成功建立了小鼠吗啡依赖,7日法模型小鼠平均跳跃次数、"湿狗"样抖动次数及上睑下垂和前爪震颤的动物数均明显多于5日法,尤其是平均跳跃次数和"湿狗"样抖动次数与5日法有极显著性差异(P<0.001),且7日法模型小鼠心、肾和睾丸重量明显小于5日法.但5日法建立模型时间短,吗啡累积总剂量小,且可观察到跳跃和体重降低这两项反映吗啡依赖的客观指标.结论:两种方法均可观察吗啡依赖和评价药物依赖性潜力,但7日法比5日法更全面、准确、客观.
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病理性互联网使用的研究概况
互联网正在成为个体与社会发展的一个载体.许多经验性的事实表明,适当的互联网使用可以对人的心理行为发展产生积极的影响;相反,过多的卷入互联网或者病理性的互联网使用可能引起用户的时间管理或身心健康问题,并且,可能与他人或其它日常活动发生冲突[1].
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褪黑素对吗啡戒断致小鼠学习记忆障碍的改善作用及机制
目的:观察褪黑素(melatonin,MT)对小鼠吗啡戒断损伤学习记忆的抑制作用及机制.方法:建立小鼠吗啡依赖模型,皮下注射定量吗啡,在注射吗啡的同时每天两次(早晚8:00)用不同剂量的MT(2.5、5、10 mg*kg-1体重)给小鼠灌胃,腹腔注射纳络酮催瘾,观察其戒断症状,电迷宫法检测小鼠学习记忆情况,硫代巴比妥法(TBA法)检测小鼠海马、大脑皮层中丙二醛(MDA)含量,硝酸还原法检测其一氧化氮(NO)含量.结果:三种不同剂量的MT对小鼠吗啡戒断致小鼠学习记忆障碍有明显的改善作用,在该实验剂量范围内有较好的量效关系,并可抑制由吗啡戒断反应引起的海马及大脑皮层内MDA、NO含量的升高.结论:MT对吗啡戒断致小鼠学习记忆障碍有改善作用,这种作用可能与抑制戒断反应引起的海马及大脑皮层内MDA、NO含量升高有关.
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武警部队吸烟状况研究
目的:了解和分析武警部队的吸烟状况,包括:吸烟分布、吸烟人群与非吸烟人群在心理生理健康、饮酒与赌博行为、奖惩情况几方面的差异,影响吸烟的主要因素.方法:采用焦虑自评量表(SAS);抑郁自评量表(SDS);人格障碍问卷(PDQ-R);SCL-90,调查了武警某总队的万名官兵,获得了部队吸烟状况资料,采用均值检验和方差分析等方法进行研究.结果:吸烟组,重度吸烟组和非吸烟组在心理健康、生理健康、饮酒与赌博行为和受处分方面均有显著差异;还发现警衔和收入及其交互作用对吸烟行为有明显的影响.结论:武警部队吸烟人员,特别是重度吸烟人员比非吸烟组在上述诸方面均有较高的负性倾向,且吸烟面广,必须加强武警部队戒烟方面的工作;要特别注意高收入官兵和上等兵、少校两个衔级的人员的戒烟.
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SHR大鼠冲动性变化的初步观察
目的:探究注意缺陷多动障碍 (AD/HD) 动物模型(自发高血压大鼠,SHR)冲动性的变化.方法:实验在标准Campden连续反应测试箱中进行,大鼠禁水22h,采用长变异间期方案(长VI,40天,变异指数为180s),分析后10天稳定曲线的均值.结果:1、SHR及对照Wistar Kyoto (WKY)组大鼠按杠获水次数无显著差异.2、按杠短反应间期(IRT):(1)SHR组的 IRT 00(0.00～0.33s)和IRT 01(0.33～0.66s)均非常明显地高于WKY组 (P<0.01).(2)整个实验过程的三个相同阶段两组大鼠的短IRT之间均无明显差异.结论:本实验结果说明SHR大鼠的冲动性要较WKY大鼠强,这有助于解释ADHD的发病机理及临床的治疗.
| 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 |
