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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听力障碍与听力正常儿童视觉注意技能比较
目的:考察听力障碍和听力正常儿童的视觉注意技能.方法:采用Toni智力测验筛选出16名听力障碍儿童和18名听力正常儿童为被试,采用DMDX系统呈现实验材料和记录被试完成视觉搜索任务的反应时和准确率.结果:听力障碍儿童的平均反应时长于听力正常儿童(1272.4±60.3/977.6±51.3,P＝0.001);搜索项目大小与被试听力的交互作用及被试听力、搜索项目大小和搜索特征的交互作用均显著(F(2,29)＝5.863,P＝0.005;F(4,29)＝3.14,P=0.017).结论:听力障碍儿童搜索目标的速度慢于听力正常儿童;两组被试有相似的加工方式,即对单一的颜色特征的搜索进行了平行加工,而对方向和颜色的混合特征进行了系列加工.
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受虐儿童情绪及行为问题的初步探讨
儿童虐待是家庭暴力中的一种严重危害儿童健康的行为,但我国有关儿童虐待问题的研究起步较晚.本文针对受虐儿童的情绪、行为特征进行初步探讨.
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对立违抗性障碍中学生的情绪特征
对立违抗性障碍(Oppositional defiant disorder, ODD)是一类以持久的违抗、敌意、对立、挑衅和破坏行为为基本特征的行为障碍.本研究对ODD的情绪特征进行初步探讨.
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合肥市小学生抑郁症状及相关因素分析
目的:了解小学生抑郁症状现况,探讨可能的相关影响因素.方法:采用儿童抑郁量表(CDI)及自编问卷对合肥市2078名小学生进行抑郁症状及其生活方式、社会支持等情况调查.结果:小学生抑郁症状检出率为11.9%,男生检出率高于女生(13.6%/9.6%,χ2=7.01,P《0.01).早上起床感觉不好、晚上睡觉时间迟及睡眠不好者出现抑郁症状的危险性是没有该情况者的2倍,有节食行为与一周吃早饭天数《3天可使抑郁症状发生的危险性增加1.5倍.学校生活状况,父母支持、伙伴支持及老师支持是降低抑郁症状发生的保护因素,各得分每增加1分,发生抑郁的危险性可降低约1/2.结论:建立良好的学校、家庭、伙伴等社会支持环境,培养良好的生活与学习习惯,有利于降低小学生抑郁症状的发生.
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大学新生交流恐惧的多因素影响模型
目的:探讨大学新生交流恐惧与自我概念、社会支持、应对方式的关系.方法:对555名大学新生进行量表测评,包括交流恐惧、自我概念、社会支持、应对方式量表.使用结构方程模型来验证自我概念等因素对社交焦虑影响作用的假设.结果:交流恐惧自陈量表总评分女性大学新生高于男生(65.6±9.7/63.3±10.2,t=2.64,P《0.01),但文理科专业学生的评分差异没有显著性(P》0.05);模型中自我概念对交流恐惧的回归权重为-0.41(P《0.01),对交流恐惧的影响大,其次为消极应对,权重为0.23(P《0.05),积极应对的权重为-0.10(P《0.05),社会支持通过自我概念、积极应对间接影响交流恐惧.结论:自我概念、应对方式对交流恐惧的作用方式得到了模型的支持.
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儿童被忽视量表在湘潭地区871名儿童中的试用
目的:编制符合我国文化背景的儿童被忽视量表.由儿童自评,对其被忽视的程度作出定量评估,为研究儿童被忽视提供可操作的量化工具.方法:通过文献分析和修订既往量表中的相关条目,建立条目库.经相关专家评定,筛选出效价高的条目.在湘潭市某中学初中一、二年级学生及湘潭市某职业技术学院一年级新生中施测,有效问卷871份.以父母养育方式评价量表为效标.结果:儿童被忽视量表总的Cronbach α系数为0.85,重测系数为0.90.各分量表的α系数在0.79～0.81之间,重测系数在0.82～0.90之间.安全忽视、交流忽视、躯体忽视、情感忽视四个分量表各条目的负荷为0.30～0.71.验证性因素分析显示:卡方值与自由度的比值为1.77,拟合优度指数为0.92,Tucker-Lewis指数为0.92,近似误差均方根为0.04.儿童被忽视量表与父母养育方式评价量表中父母情感温暖得分负相关(父亲r=-0.27～-0.45, 母亲r=-0.31～-0.47,P《0.05).结论:儿童被忽视量表条目区分度符合测量学要求,具有较为理想的信度、效度.
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疾病感知问卷中文版对急性心肌梗死患者的适用性和信效度分析
目的:探讨修订的疾病感知问卷(IPQ-R)中文版在急性心肌梗死患者中的适用性,并分析其信效度.方法:按量表翻译程序将IPQ-R译成中文,方便选取118名急性ST段抬高的心肌梗死患者进行IPQ-R中文版的测量,同时运用综合性医院焦虑抑郁量表(HADS)初步评价情绪状态.选取32名患者于初评后1个月重复测量.结果:IPQ-R中文版内部一致性系数为0.66 - 0.92;1个月的重测信度略低,为0.35-0.61;与焦虑评分相关明显(r=0.049-0.384, P《0.05).探索性因素分析提取了7个特征根大于1的因子,各条目负荷范围为0.42-0.88,累积贡献率为60.75%,能够合理解释问卷的结构.结论:IPQ-R中文版适用于急性心肌梗死患者,具有较好的信度和效度.
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社会支持行为问卷中文版的信度和效度
目的:分析社会支持行为问卷(ISSB)中文版的信效度.方法:采用ISSB中文版对581名城市居民进行了测试,检验问卷的信度和效度.结果:问卷的内部一致性系数为0.88,各维度的a系数在0.72-0.80,重测信度在0.67-0.85.问卷各维度之间的相关为0.52-0.62,三个维度分别与问卷总分之间的相关为0.82 -0.86.验证性因素分析显示,GFI和AGFI均大于0.90,RMSEA《0.08;相对拟合指数CFI、NFI、TLI(NNFI)、RFI和IFI均在0.87以上.结论:社会支持行为问卷中文版在大陆城市居民中具有良好的信度和效度.
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现实疗法矫正人际关系中的无益行为
现实疗法是由美国心理学家William Glasser所创立的一种兼具人本主义取向和行为疗法技术成分的心理治疗方法[1,2],其基本理论是:人有爱的需要和自我价值感需要,这一需要的满足必须从环境、从与他人的关系中获得.每个人的行为和思想都是自己的选择,人的行为只有兼顾了自己和他人的需要,才能现实地、有效地使自己的这一需要得到满足,这才是负责任的行为,才能有效地控制自己的生活,从而体验到"成功的统合感" .
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国外心理咨询与治疗中双重关系及其利弊(综述)
心理咨询与治疗的一个基本理念是:来访者通过与咨询师的互动在某些方面发生积极有利的变化.
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幽默感对生理健康的作用(综述)
在紧张的现代生活中,幽默因其压力应对、自我调节和人际沟通作用而越来越受到欢迎[1],多数个体渴望拥有幽默的个性[2],幽默感成为一个重要的社会心理现象,国外学术界对幽默感研究的热情也不断升级.幽默感(sense of humor)是把幽默作为一种稳定的个性心理特征或者是个体差异变量(Ruch, 1998)[3],是个体在感受、理解、欣赏、创造、传递和使用幽默的过程中,认知、情绪和行为倾向的整合.目前国外对幽默感的研究主要集中在幽默感对生理健康和心理健康的作用上.其中,幽默感对生理健康作用的研究和临床应用尤为多见,并已经形成了比较完善的理论框架和研究范式.
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禅宗参话头在精神动力学心理治疗解决阻抗中的整合运用
心理治疗中的一个关键的环节是要让患者发生领悟,领悟是一切治疗学派共同的基础[1].领悟的实质是指一个瞬间实现的,是问题解决视角的"新旧交替"过程,包括两个方面,一是新的有效的问题解决思路如何实现,二是旧的无效的思路如何被抛弃(即打破思维定势)[2].
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美国心理健康工作中保护青少年权利的方法及其启示
随着对青少年心理健康问题重视程度的提高,各地中小学纷纷成立心理咨询室,开展形式多样的心理健康教育活动,促进了学生心理素质的提高,取得了良好的效果.但在此过程中出现了一些问题:来访者的隐私被泄露、心理咨询的结果被滥用等.如何保护来访者的权利,是摆在每一个青少年心理健康工作从业者面前亟待解决的问题.本文论述了美国心理健康工作中对青少年权利的保护方法,期望为中国青少年心理健康工作提供借鉴.
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利培酮合并米氮平治疗精神分裂症阴性症状
抗精神病药联合抗抑郁药治疗精神分裂症阴性症状疗效肯定[2,4],但联合作用机制不同的抗抑郁药时,其疗效和安全性如何,国内尚未见报道.本研究对利培酮单用、合用米氮平或帕罗西汀的疗效和安全性进行了比较.
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米氮平合并匹维溴胺治疗肠易激综合征疗效观察
作者于2005年1月至2007年8月对应用米氮平合并匹维溴胺与单纯应用匹维溴胺治疗肠易激综合征的疗效进行对比研究,现将结果总结如下.
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米氮平与帕罗西汀治疗难治性抑郁的对照试验
目的:观察米氮平对难治性抑郁的疗效和不良反应.方法:将符合入组标准的80例患者随机分成米氮平组和帕罗西汀组各40例.于治疗前和治疗第1、4、8周末采用汉密尔顿抑郁量表(HAMD)17项评定疾病严重程度和疗效,采用不良反应量表(TESS)评定药物不良反应,采用生活质量综合评定问卷(WHO.QOL-100)评定生活质量.结果:(1)米氮平组痊愈13 例,显著进步13例,进步10 例,显效率57.5%;帕罗西汀组痊愈8 例,显著进步9 例,进步13 例,显效率42.5%;两组间显效率比较χ2=4.07,P=0.044.(2)治疗1周时,米氮平组与帕罗西汀组之间HAMD总分的差异有统计学意义,但是在治疗8周末差异没有统计学意义.(3)治疗8周末,米氮平组WHOQOL心理领域、社会关系、环境因素因子分均高于帕罗西汀组,差异有统计学意义.(4)在不良反应方面,食欲增加、性功能障碍和睡眠障碍的发生率组间差异有统计学意义,但是均较轻微.结论:与帕罗西汀相比,米氮平治疗难治性抑郁症起效快,疗效好,安全性好,且能显著改善患者的生存质量.
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司法精神医学鉴定中精神分裂症患者暴力行为的对照研究
暴力犯罪案占司法精神医学鉴定案例数的比例较大,其暴力行为多在精神病性症状支配下所为[1,2],掌握精神病患者与精神正常者不同的作案规律和特征,是鉴别是否由精神病症状所致暴力犯罪的基本要素.本研究探讨司法精神医学鉴定中精神分裂症患者暴力行为的特点及相关因素.
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孕期家庭暴力社会心理危险因素及不良影响(综述)
家庭暴力包括精神暴力、躯体暴力和性暴力三种形式.妇女易成为家庭暴力的受害者,已是一个社会和医学问题.一项由10个国家参与的流行学资料显示,24,097名被调查妇女15%～71%一生中曾遭受躯体暴力或性暴力,4%～54%的女性在过去一年遭受过躯体暴力或性暴力[1].不同年龄阶段的女性都有可能遭受家庭暴力.孕产期若遭受家庭暴力,不仅影响孕产妇的心身健康,还可能对子代造成不良的影响.本文就孕期家庭暴力流行学、社会心理学危险因素及不良影响作一综述,为进一步的深入研究和预防干预提供依据.
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家庭暴力施暴行为与生活事件、社会支持和施暴态度的关系
目的:分析社区家庭暴力(DV, Domestic Violence)施暴者的部分心理学特征.方法:采取多级分层随机抽样方法,调查300户有暴力家庭的施暴者(316人),以及按照年龄、性别和家庭结构配对的无家庭暴力对照组(310人)的生活事件、社会支持、心身症状和对家庭暴力的态度.结果:(1)施暴组的SCL-90总分(38.6±32.4)以及强迫(0.6±0.5)、人际敏感(0.5±0.5)、抑郁(0.5±0.5)、焦虑(0.3±0.4)、敌对(0.4±0.5)、偏执(0.4±0.5)、精神病(0.2±0.3)与疑病因子分(0.5±0.5)均高于对照组(均分分别为30.8±28.6、0.5±0.5、0.4±0.4、0.4±0.5、0.3±0.3、0.3±0.4、0.3±0.5、0.2±0.3、0.4±0.4)(P《0.05或P《0.01);生活事件总分和负性事件分均高于对照组(38.0±34.5/31.4±7.3,23.7±26.2/12.8±21.8)(P《0.01);社会支持总分(37.4±8.2)、客观支持(12.2±3.5)、主观支持(17.8±5.0)和支持利用度(7.4±2.0)均低于对照组(均分分别为40.8±6.6、12.8±3.0、20.2±4.0、7.8±2.0)(P《0.05或P《0.01);(2) 施暴者接受家庭暴力的态度比例高于对照组(79.9%/11.9%, P《0. 05);(3)Logistic多元回归分析发现,家庭有赌博成员、负性生活事件、人际关系敏感症状、主观社会支持差和对DV认同态度是施暴行为的危险因素(OR, 95% CI分别为2.74,1.00-7.74、1.02, 1.01-1.03、2.83,1.43-5.59、0.91,0.86-0.96、0.05,0.03-0.08).结论:家庭暴力施暴者存在很多的心理问题;对家庭暴力的认同态度是施暴者采取行为的一个关键因素.
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湖南省不同地区家庭暴力发生现况的比较
目的:比较湖南省不同地区家庭暴力的发生状况,为不同地区的家庭暴力预防提供依据.方法:采用多级分层抽样方法,在湖南省境内的城市、工业地区和农村分别抽取3087户、3070户和3294户家庭,共涉及32720人.以多种形式的线索调查与深入细致的入户调查相结合的方式进行家庭暴力现况调查. 结果:城市、工业和农村三地区之间不同类型的家庭暴力发生率和年内发生率差异均具有统计学显著性(P《0.01),其中夫妻暴力(12.4%、14.5%、3.3%)、虐待儿童发生率(5.9%、16.3%、0.5%)均以工业地区高,虐待老人以农村高(6.8%、1.0%、2.6%).但在夫妻独子和夫妻多子家庭中,夫妻暴力以城市高(15.7%、16.0%,P《0.01).在多代大家庭中,虐待老人以城市高(12.6%、P《0.05).夫妻暴力、虐待儿童和虐待老人的共发生率以农村高,但三地区的差异无统计学显著性(P》0.05).一年中农村的家庭暴力发生频率高于城市(7.9±7.4/5.9±6.6,P《0.05).结论:不同地区不同类型的家庭暴力发生率有所不同.工业区和城市的家庭暴力发生率较高,农村虐待老人的发生率较高.但在夫妻独子和夫妻多子家庭中,夫妻暴力以城市高,在多代大家庭中,虐待老人也以城市高.农村家庭暴力的发生频率以及三种类型的共发生率均较高.
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大学生网络游戏成瘾与学习倦怠的关系
目的:探讨大学生网络游戏成瘾与学习倦怠之间的关系,以及网络游戏成瘾者与其他类型网络成瘾者在学习倦怠各因子上的差异.方法:采用大学生学习倦怠量表、网络成瘾量表和大学生网络成瘾倾向问卷对420名大学生进行问卷调查,对大学生网络游戏成瘾与学习倦怠各因素进行相关分析和多元逐步回归分析.结果:大学生网络游戏成瘾者、其他类型网络成瘾者与非网络成瘾者在性别(χ2＝21.855,P《0.01)、年级(χ2＝23.650,P《0.01)和专业(χ2＝21.991,P《0.05)上均存在显著差异,表现为男生比女生、大四学生比其他年级学生、理工类学生比其他专业学生更易网络游戏成瘾;网络游戏成瘾者情绪低落、行为不当和成就感低得分均大于非网络成瘾者(23.6±5.7/21.6±5.8,20.1±3.4/18.1±4.3,18.8±3.9/17.3±4.1,P=0.045、0.006、0.046);网络游戏成瘾者网络成瘾倾向的不同侧面与学习倦怠的各个层面存在正相关(r=0.026～0.442);回归分析表明,学习倦怠的各个层面对网络成瘾倾向的不同侧面具有有效的预测作用(β=0.150～0.398, P《0.01、0.05).结论:大学生网络游戏成瘾者网络成瘾倾向与学习倦怠有密切的关系.
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211例网络过度使用青少年的家庭功能探讨
目的:探讨网络过度使用青少年的家庭功能特征,为其家庭干预提供依据.方法:用Young网络成瘾诊断问卷(IAD-DQ)、家庭亲密度适应性量表(FACESⅡ-CV)分别对211例因过度使用网络住院治疗的青少年及260名正常青少年进行评定. 结果:研究组的实际亲密度、实际适应性和理想亲密度得分均低于对照组(60.7±11.9/69.4±9.7,42.4±10.5/49.8±8.1,68.7±11.4/73.4±10.5,均P=0.000),亲密度不满意度和适应性不满意度得分均高于对照组(9.3±10.0/6.5±7.0,11.2±10.5/6.8±6.8,Z=-2.72、-4.57,P=0.001、0.000),两组的理想适应性得分没有显著性差异;研究组的亲密度被评为"松散型"的比例高于对照组(42.2%/16.2%,P《0.001),"亲密型"、"缠结型"的比例低于对照组(15.6%/38.8%,5.7%/13.5%,P《0.001);研究组的适应性被评为"僵硬型"的比例高于对照组(44.5%/15.0%,P《0.001),"无规律型"、"灵活型"的比例均低于对照组(7.1%/17.7%, 19.0%/38.8%,P《0.001、P=0.001);研究组的家庭类型被评为"僵硬-松散"型比例高于对照组(35.5%/10.0%,χ2=45.120, P《0.001),"亲密-灵活型"比例低于对照组(8.5%.8/22.7%,χ2 =17.081, P《0.001).结论:过度使用网络住院青少年的家庭亲密度和适应性低于正常家庭.在对网络成瘾青少年进行干预时要充分考虑到家庭因素,着重培养情感交流的能力,挑战僵化的家庭互动模式,促进家庭的适应性及变通性.
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网络过度使用倾向中学生的人格特征
目的:探讨网络过度使用(internet overuse, IOU)倾向中学生的人格特征.方法:采用Beard修订的Young的网络成瘾诊断问卷、青少年时间管理倾向量表、艾森克个性问卷修订版对2620名中学生进行调查.结果: IOU倾向组中学生的时间管理倾向量表总分及时间价值感、时间监控观、时间效能感总分及各因子分均低于正常组(t=2.28～5.42, P均《0.05,如,总分:138.5±25.3/148.6±25.7),精神质和神经质量表的得分高于正常组(49.4±10.5/45.0±9.7,55.7±11.2/47.2±12.0,P=0.000),掩饰性得分低于正常组(41.7±9.9/47.4±8.9,P=0.000);两组内外倾维度得分差异无统计学显著性(t=0.77,P=0.441).IOU倾向组学生中男生掩饰性得分高于女生(42.5±10.5/39.7±8.0,P=0.024),神经质得分低于女生(54.8±11.8/58.0±9.2, P=0.015).结论:中学生网络过度使用倾向者具有时间管理差、精神质倾向、神经质倾向及纯朴性的人格特征,并有性别差异.
| 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 |
