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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中小学教师职业倦怠的相关因素探究
目的:探讨中小学教师的职业倦怠与工作压力、压力应对、教学效能感、自尊、控制点以及社会支持的关系.方法:用教师职业倦怠问卷、工作压力调查表、应对策略调查表、教学效能感量表、自尊量表、控制点量表和社会支持评定量表对766名中小学教师进行了问卷调查.结果:(1)中小学教师的职业倦怠与工作压力、被动应对、控制点之间存在显著的正相关(r=.23～0.40,P＜0.001);(2)中小学教师的职业倦怠与主动应对、教学效能感、自尊、社会支持之间存在显著的负相关(r=0.28-0.41,P＜0.001).结论:中小学教师的教学效能感、工作压力、自尊、控制点、被动应对、主动应对和社会支持对其职业倦怠具有一定的预测作用.
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高校学生学习动机的调查分析
学习动机是推动学生进行学习的一种内部动力,是社会和教育对学生学习的客观要求在其头脑中的反映[1].研究表明,学习动机不是一种稳定的特质,它具有动态性、环境制约性和领域特殊性[2].当前,我国社会无论从经济、政治、文化各方面都发生了深刻变化,存在决定意识,这些必然在大学生的学习和生活方面产生了影响,使他们的学习动机发生些变化.
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中美两国中学生生活满意度的跨文化研究
目的:比较分析中美两国中学生生活满意度的差异.方法:采用"多维学生生活满意度量表"(MSLSS)对872名中、美两国的中学生进行测查.结果:(1)中国中学生的朋友、学校和一般生活满意度高于美国中学生,差异具有统计学显著性;(2)中国7、8、9三个年级学生的学校和一般生活满意度均高于美国同年级学生,差异具有统计学显著性;(3)美国男生生活环境的满意度高于中国男生,中国男生的自我满意度高于美国男生,美国女生的自我满意度高于中国女生,差异均具有统计学显著性;(4)中、美中学生的生活满意度都在各自国家内存在统计学意义的年级差异,均表现为7年级学生在存在差异维度上的满意度高于本国其他年级的学生;(5)中、美中学生的生活满意都在各自国家内存在统计学意义的性别差异,两国均表现为女生在存在差异维度上的满意度高于本国男生.结论:中美两国中学生的生活满意度存在差异,社会文化背景是影响青少年生活满意度的重要因素.
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多维学生生活满意度量表中文版的初步测试报告
目的:建立多维学生生活满意度量表(Multidimensional Students'Life Satisfaction Scale,MSLSS)的中文版,并测试其信、效度.方法:793名中学生完成了MSLSS,计算量表的内部一致性信度、分半信度和重测信度、总分与各因子间的相关系数,并进行验证性因子分析.结果:MSLSS中文版的Cronbach's α系数为0.90;重测信度为0.86;总分与各因子的相关系数在0.71～0.80之间,各因子间的相关系数在036～0.57之间;条目对因子的标准负荷系数在035～0.89之间,5个潜变量在上一级潜变量的标准负荷系数介于0.55～0.74之间.验证性因子分析的指标:x 2、x 2/df、NFI、CFI、TLI、RMSEA均符合心理测量学要求.结论:MSLSS中文版具有良好的信、效度,在我国也是一种较好的青少年生活满意度测评工具.
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Schuirmann无差异检验在心理学研究中的意义与应用
1.前言在心理学领域的研究中,往往会讨论某一种或几种实验处理对研究对象所产生的影响是否存在差异的问题,如教师要评价某一种新教学方式的优劣,临床心理学家要评价两种治疗方法对抑郁症的疗效等.在处理研究资料时,就需要采用各种判断两组或多组实验数据均数是否有差异的统计方法,如t检验、方差分析等.以t检验为例,该检验方法的虚无假设(H0)为μ1=μ 2,即两样本总体均数相等,研究假设(H1)为μ1≠μ 2,即两样本总体均数不等.当-tαdf＜t＜+tαdf(α为置信度,df自由度)时,拒绝H1,接受H0,可以认为两样本均数之间没有显著性差异,两样本来自于同一个总体,实验处理对研究对象的影响相同;相反,当t＞tαdf或t＜-tαdf时,则拒绝H0,接受H1,可以认为两样本均数之间存在显著差异,两样本来自于不同的总体,实验处理对研究对象的影响不同.
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公务员工作压力源问卷的初步编制
目的:编制公务员工作压力源问卷.方法:首先,在访谈的基础上,初步编制了73个压力源项目.然后,对432名公务员进行了问卷试测,并根据试测结果进行了项目筛选.后,对问卷的信效度进行了检验.结果:确定了公务员工作压力源的7因素结构,即上级领导、工作责任、人际关系、工作任务、工作性质、完美倾向和职业前景(因素负荷:036-0.86).7个维度累积解释总方差的52.4%,分半信度α=0.78,问卷具有良好的信效度.结论:公务员工作压力源问卷可试用于相关的研究工作.
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应对幽默量表在354名中国大学生中的初步测试
目的:了解应对幽默量表在我国大学生中的测试情况,比较中国人和加拿大人使用应对幽默方式的差别,探讨应对幽默与心理健康之间的关系.方法:354名大学生接受应对幽默量表和症状自评量表的问卷调查.结果:应对幽默量表在大学生中的内部一致性系数(Cronbachalpha)为0.65,重测信度为0.79.去掉项目4的应对幽默量表的内部一致性系数达0.70,初步测试效度和信度可接受.男生比女生较多使用应对幽默.与加拿大学生相比,中国大学生较少使用应对幽默.结论:去掉项目4后的该量表在中国可使用,但可考虑作进一步的修订;应对幽默的使用具有一定的跨文化差异.
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中学生问题行为的问卷编制和聚类分析
目的:研究中学生问题行为多症状的群体规律.方法:自编中学生问题行为自陈问卷,经信度和效度检验后,对男、女生问题行为高分组(总分27%的高分段)被试分别进行六因子聚类分析.结果:男生分成六种多症状类型:外倾-高学业不良型,内倾-高学业不适型,内倾-低学业不适型,退缩-神经质-攻击型,学业不适型,多种问题型.女生也分成六种多症状类型:外倾-高学业不良型,神经质-退缩-低学业不适型,焦虑-退缩-高学业不适型,神经质-攻击型,退缩-攻击-学业不适型,多种问题型.女生内倾问题发生的比率高于男生,男生外倾问题的比率高于女生:外倾问题的学生同时伴有学业适应不良的问题,而内倾型问题的学生不一定伴有学业适应不良的问题.结论:中学生问题行为往往呈多发性的特点.
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大学生社交焦虑的羞耻感等因素影响模型
目的:建构青少年社交焦虑的羞耻感模型,探索以羞耻感为主的各种心理因素之间的关系,及对社交焦虑的影响.方法:对327名大学生进行量表测评,包括羞耻感、社交焦虑、自尊、父母教养方式、艾森克人格简式量表(中国版,EPQ-RSC).使用结构方程模型来验证羞耻感对社交焦虑重要影响作用的假设.结果:模型中羞耻感对社交焦虑的回归权重为0.6,在社交焦虑的各种影响因素中占首要地位,其次为人格因素,权重为-035,教养方式、自尊通过羞耻感、人格间接影响社交焦虑.结论:羞耻感对社交焦虑的重要作用得到结构方程模型的有力支持.
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胃癌患者生活质量问卷(QLQ-STO22)中文版的制定
目的:将QLQ-STO22引入国内,并评价其可行性、信度和效度.方法:以2003年6月1日至12月31日在某市三家医院入院治疗的胃癌患者为研究对象.调查内容主要包括一般状况、简明病情调查表及OLQ-STO22.结果:重复测量前后比较,STO22量表各个维度的ICC值均大于0.75;Cronbach'α系数为0.80;量表的分半信度系数分别为0.78.表明量表的重测信度、分半信度和内部一致性良好.对STO22量表的各个维度做因子分析,得到3个因子,它们分别能解释总体方差的72.8%,各公共因子在相应项目上的因子载荷均＞0.5,表明该量表具有较满意的结构效度.结论:QLQ-STO22中文版具有较好的信度和效度.
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惊恐障碍的几种主要心理治疗简介
惊恐障碍(PD)是一组反复出现的心悸、出汗、震颤等植物神经症状,伴强烈的濒死感或失控感为特征的急性焦虑障碍.数次发作后可以出现预期焦虑、场所恐怖及抑郁症状.在美国PD的终身患病率在3%左右,且女性较男性更易患PD[1].
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中国精神分析心理治疗师培训与教育模式的讨论
心理咨询与心理治疗师的培训和教育正在向着职业化的方向迈进,就此引发的问题与争论也不少.本文以精神分析心理治疗师的培训与教育为例来展开回顾和讨论,探讨中国精神分析心理治疗师培训与教育的发展方向.
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精神分析在心身医学中的应用
1定义"心身"一词(Psychosomatic)1818年由德国精神病学家海因略特(Heinioth)首次使用,他将许多失眠的病人描述为"心身"问题.1922年有德育琪(FelieDeutsch)首先应用了"心身医学"一词,1945年后魏泽雅克(v.Weizsaecker),米契里奇(A.Mitscherlich)和海德堡学派迅速发展,使得在今天医学文献中的这一术语不再不可理解."心身疾病"为亚历山大(Alexander)早年用于那些心理因素在器质性疾病上起着重要作用的疾病,包括:支气管哮喘、溃疡性结肠炎、风湿性关节炎等(Alexander,1950).上述分类暗示还存在着非心身性疾病,目前大家一致认同利波夫斯基(Lipowski,1974)的观点,即所有疾病的发生均与心理、社会等多项因素有关(见图1).
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中美大学生应激相关问题的跨文化比较
目的:探讨大学生应激相关问题,研究应激的跨文化特点.方法:采取随机抽样、量表建构法和探索性因素分析等多元统计方法对17-27岁的2、3年级中美大学生应激进行了跨文化研究.结果:中美大学生的应激源均包括生存焦虑、社交恐惧和角色紧张三个因素;缓冲因素由社会支持和自我效能感两个因素组成.美国大学生的角色紧张高于中国大学生,而中国大学生在生存焦虑和社交恐惧因素上的得分高于美国大学生.结论:美国大学生在应对应激方面,比中国大学生更具有自信.中美大学生有相似的应激源及应激缓冲因素.
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高中生应对方式及其与学业成绩的关系
目的:探讨高中生面对挫折和烦恼时应对方式的特点及其与学业成绩的关系.方法:以中学生应对方式评定问卷对649名高中生进行了调查.结果:女生比男生更倾向于采用发泄(因子均分2.4±0.7/2.7±0.7,F=2332,P＜0.01)和忍耐(3.2±0.7/3.0±0.8,F=5.08,P＜0.05),而男生更倾向于采用幻想(2.4±0.9/2.1±0.8,F=15.52,P＜0.01);重点中学比普通中学的高中生更多采用问题解决(33±0.6/3.1±0.7,F=20.85,P＜0.01)幻想(2.4±0.9/2.1±0.9,F=12.87,P＜0.01)、退避(2.9±0.6/2.8±0.6,F=7.04,P＜0.01)应对;来自城市和农村的高中生应对方式差异不显著;和睦安宁家庭气氛中的高中生采用问题解决应对显著多于偶尔争吵和经常争吵家庭中的高中生:民主型教养方式下的高中生比放任型教养方式的学生更多采用问题解决应对,权威型教养方式家庭中的高中生比民主型教养方式家庭中的高中生更多采用幻想应对.结论:高中生的应对方式存在性别差异,不同家庭气氛和不同教养方式以及学生在学业上的地位对应对方式也有一定影响,但城乡差别不明显.
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同伴接纳与青少年对同伴拒绝的解释
目的:考察同伴接纳程度不同的个体对负性交往事件的归因解释.方法:通过集体施测,采用纸笔作答形式,首先测量376名青少年的同伴接纳类型,然后考察他们对自身和他人被同伴拒绝事件的归因和解释.结果:在解释他人被拒绝事件时,受同伴拒绝的青少年和其他个体的归因基本相似;而在解释自身被拒绝事件时与受欢迎组存有显著差异:在客观问题和主观问题上同伴接纳类型主效应显著(F(3,344)=3.212,P=0.023;F(3,344)=4.059,P=0.007);在行为预测问题上,2(性别)×4(年龄)×4(同伴接纳类型)交互作用显著(F( 9,344)=3.447,P＜0.001).结论:被拒绝青少年对自身被同伴拒绝事件的解释与其被同伴接纳的程度密切相关.
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中国HIV+/AIDS患者神经心理学初步研究
目的:探讨中国HIV+/AIDS患者神经心理功能特点及情绪状态.方法:选取年龄、性别和受教育年限方面均匹配的28例HIV+和23例HIV-被试.对被试进行包含七个认知领域(如词语流畅、抽象/执行功能、信息处理速度、工作记忆、学习、延迟回忆和运动功能)的神经心理成套测验,共18个分测验.同时选用贝克抑郁问卷(BDI)让患者进行情绪自评.结果:单个测验粗分比较,HIV+/AIDS被试比HIV-被试在范畴流畅测验、词语发音流畅测验、连线测验A、颜色连线测验Ⅱ及霍普金斯词语学习测验显著较差(P＜0,05).基于美国常模校正的标准分(T分)显示,HIV+/AIDS被试比HIV-被试在整套测验、词语流畅、抽象/执行功能和学习领域神经心理操作显著较差(P＜0.05).中国HIV-被试的平均T分与美国常模50相近,总的平均T分为48,各认知领域的平均T分范围46-51.BDI自评分提示中国HIV+/AIDS被试比HIV-被试显示出更严重的抑郁情绪(P＜0.001),且与躯体状况无关.HIV+/AIDS被试BDI得分与总的平均T分无显著相关(r=0.22,p=0.27).结论:1.本研究所选用的神经心理成套测验有较为理想的跨文化效能.2.中国HIV/AIDS被试在词语流畅、抽象/执行功能、学习认知领域和总的神经心理功能上比HIV-被试显著较差,抑郁情绪更为严重,但抑郁情绪与HIV造成的各领域认知功能损害无显著相关,提示HIV可能对大脑的认知功能有一定影响.
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奎硫平、利培酮对首发精神分裂症患者认知功能及P300的影响
目的:比较利培酮和奎硫平对首发精神分裂症患者认知功能的影响.方法:采用随机对照研究连续观察12周,利培酮组32例,剂量范围为1～7mg/d,奎硫平组35例,剂量范围25～750mg/d.进行PANSS、韦氏记忆量表(WMS)和事件相关电位P300检查.结果:首发精神分裂症患者的长时记忆、短时记忆、瞬时记忆及记忆商数(MQ)受损较为明显,与对照组比较差异有显著性(P＜0.05).P300电位成分中P2、N2及P3潜伏期明显延长,P2及P3波幅明显降低,与对照组比差异均有显著性(P＜0.05).经过12周治疗,奎硫平和利培酮组PANSS总分、阳性症状分、阴性症状分及一般精神病理症状分均降低,两组相比差异无显著性(P＞0.05),说明两药的疗效相当.服用奎硫平及利培酮治疗的患者WMS的再认、联想、理解及记忆商(MQ)均明显高于治疗前,治疗后两组患者WMS各项目之间比较差异均无显著性(P＞0.05);两组在治疗前后P300各指标之间差异无显著性.结论:首发精神分裂症患者存在着认知功能障碍,奎硫平与利培酮对改善首发精神分裂症认知功能的作用相当.
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江西农村老年人主观幸福感及影响因素
主观幸福感(Subjective Well-being,SWB)是对整体生活的满意度与快乐感,是衡量个人生活质量的重要综合性心理指标[1].本研究旨在了解山区农村老人SWB状况及影响因素,为改善农村老人生活质量提供实证依据.
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非典防控中扑杀果子狸措施的社会心理成效
目的:实证分析非典防控中扑杀果子狸措施的社会心理成效.方法:通过收集网易新闻论坛上网上公众自由发表的3816条关于广东第二次非典防控的评论作为社会心理样本,反映这一期间扑杀果子狸措施公布前后公众心理反应的变化,通过统计分组的层层剥离,后过滤出直接的有效信息.结果:反映非典防控社会心理反应的四个主要统计标志"乐观或理智"、"忧虑"、"埋怨管理层"和"埋怨科学家"均出现大幅度前后相对改善.结论:该措施在增强公众抗击非典的信心、消除恐惧心理、提高公众对管理层的信任和强化公众对科学的信念都产生了积极的正面作用.
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睡眠剥夺对内隐记忆的影响
目的:探讨不同时间睡眠剥夺(sleepdeprivation,SD)对内隐记忆的影响.方法:将32名青年男性随机分为4组:对照组、SD21、SD45和SD69组,每组8名.采用补笔测验和组词测验对4组被试进行测试.结果:SD后无论知觉启动还是语义启动,启动量降低,并随SD时间延长而减少.同一组内,两种测验进行比较,除对照组外,其他SD组两两比较,语义启动的启动量大于知觉启动(P＜0.05).知觉启动中,SD45同SD69相比无显著差异(P=0.245),其他两两比较差异均有统计学意义(P＜0.01);语义启动中,SD21同对照组相比差异无统计学意义(P=0.316),其他两两比较差异均有统计学意义(P＜0.01).结论:SD后内隐记忆受损,并同SD时间有关;SD后语义启动和知觉启动出现分离,知觉启动更受SD影响.
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焦虑个体对威胁性信息的注意偏向
近几十年来,大量研究者开始关注关于情绪与认知之间的关系.纵观研究的发展,相关研究内容大致分为两个阶段.第一个阶段主要是将不同刺激(比如词语或图片等)运用于大量的认知实验任务中.Erdelyi(1974)[1]与Dixon(1981)[2]总结出这一阶段的主要研究成果,即个体的认知系统通常抑制负性情绪刺激的加工.
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西酞普兰与阿米替林治疗门诊抑郁症患者的比较
目的:评价西酞普兰与阿米替林治疗门诊抑郁症的临床疗效和安全性.方法:将60例抑郁症患者随机分为两组,分别给以西酞普兰(n=30)和阿米替林(n=30)治疗.在治疗前后用汉密尔顿抑郁量表(HAMD)、汉密尔顿焦虑量表(HAMA)和副反应量表(TESS)评定疗效和不良反应.结果:西酞普兰与阿米替林对抑郁症的疗效相近,但前者起效较快,不良反应较少.结论:西酞普兰是安全有效、依从性好、不良反应较少的抗抑郁药.
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西酞普兰与氟西汀治疗老年期抑郁障碍的对照研究
目的:比较西酞普兰和氟西汀治疗老年期抑郁障碍的疗效和安全性.方法:将符合老年期抑郁障碍的门诊患者50名随机分为2组,分别给予西酞普兰和氟西汀治疗6周.采用汉密尔顿抑郁量表(HAMD17)、临床总体印象量表(CGI)和副反应量表(TESS)评定疗效和不良反应.结果:在完成6周治疗的42例病人中,西酞普兰组显效率为86%,氟西汀组为80%,两组疗效差异无显著意义(x2=035,P＞0.05).治疗一周以后,西酞普兰组HAMD评分低于氟西汀组,差异有显著意义(P＜0.05).两组的副反应轻微,无一例因药物反应而脱落,安全性良好.结论:与氟西汀相比,西酞普兰治疗老年期抑郁障碍的疗效和安全性类似,但是起效较快.
| 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 |
