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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三好大学生SCL-90评定结果及其影响因素
目的:了解三好大学生SCL-90评定结果及其影响因素.方法:用症状自评量表、家庭环境量表、青少年生活事件量表、自尊量表对湖南某高校188名三好大学生进行测查.结果:三好大学生心理问题检出率为10.1%,其人际关系敏感因子得分低于普通大学生(1.8±0.6/1.9±0.7,t=-2.65,P=0.008),焦虑得分高于普通大学生(1.8±0.7/1.6±0.6,t=2.61,P=0.009);三好大学生的亲密度和娱乐性得分高于普通大学生(8.0±1.4/7.6±1.7,5.2±2.3/4.5±2.2,均P＜0.05);三好大学生的自尊水平得分高于普通大学生(30.5±3.7/29.1 ±4.1,t=3.50,P=0.004);回归分析表明,影响三好大学生心理健康影响的因素是:自尊、人际关系压力、其他生活事件、学习压力、道德宗教观(标准化偏回归系数分别为:-0.30、0.20、0.21、0.17、0.11,均P＜0.05).结论:三好大学生表现出其独特的心理问题,家庭因素和自尊水平的高低在一定程度上影响其心理健康.
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上海新疆高中维族学生跨文化适应情况调查
内地新疆高中班(内高班)是国家为实施西部大开发策略,加快新疆少数民族人才培养在内地发达城市举办的新疆高中班.维族学生远离家乡,身处急剧的文化环境变化过程中,面临心理、生理、(亚)文化的适应.本研究对内高班维族学生进行问卷调查,了解其在校的适应情况,探索心理适应影响因素,为少数民族中学生跨文化心理健康咨询、心理治疗和学校适应教育提供依据.
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大学生网络成瘾者的生活事件及适应性
目的:探讨影响大学生网络成瘾的生活事件及对其社会适应的影响,为大学生网络成瘾的防治和干预提供依据.方法:采用Yong KS的网络成瘾诊断问卷对433名大学生进行调查,用自制一般情况调查表、中国大学生心理应激量表(CCSPSS)、中国大学生适应量表(CCSAS)对20名网络成瘾者与413名非成瘾者进行测评.结果:大学生网络成瘾者占被调查人数的4.6%;对生活应激源各个维度的整体分析中,网络成瘾大学生与非成瘾大学生之间没有显著性差异(P＞0.05),考试失败、迷恋上网、形成不良习惯、自我评价发生较大变化、重修或重考等成为影响网络成瘾大学生心理区别于非成瘾大学生的主要生活事件;网络成瘾大学生的人际关系、学习、校园生活分量表得分均低于非成瘾大学生(3.1±0.7/3.4±0.7、2.8±0.6/3.2±0.6、2.8±0.5/3.3±0.7,P均＜0.05);网络成瘾得分与大学生适应量表各分量表得分均呈负相关(r=-0.249～-0.304,P＜0.01或0.05),对大学生网络成瘾影响大的因素是人际关系(β=-0.153),其次是自我适应、性别、学习适应(β=-0.215,-0.126,-0.104).结论:大学生网络成瘾与社会心理因素关系密切.
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临床实习护生健康促进生活方式与健康行为自我效能的关系
目的:分析调查我国临床实习护生健康促进生活方式现状以及与自觉健康行为自我效能之间的相关性.方法:本研究属于横断面描述性研究.研究人群为便利抽样所得的5个省、市地区的三级甲等教学医院的424名临床实习护生.研究工具包括健康促进生活方式量表、自觉执行健康行为自我效能量表及护生一般人口学资料问卷.结果:临床实习护生的健康促进生活方式平均得分为67.4±14.8.各个分量表的、平均得分以职业安全高,其次为人际支持发展、自我实现、均衡饮食,运动保健方面得分低.自觉健康行为自我效能量表的平均得分为77.3±15.5;各个分量表的平均得分以健康责任自觉效能高,其次是心理安适和营养,运动效能得分低.健康促进生活方式与个体的自觉健康行为自我效能之间呈显著正相关(r=0.54,P＜0.001).结论:临床实习护生健康促进生活方式得分较低.护理教育者可以通过激发护生执行健康行为的潜能,增加其信心而促使她们采取正向的健康促进生活方式.
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122名初中工读学生情绪反应与表达的特点
目的:探讨初中工读生与普通初中生情绪反应、表达的不同特点.方法:运用自编中学生情绪评定问卷和修订的Spielberger状态-特质愤怒表达问卷对833名普通中学初中生和122名工读学校初中生进行测量研究.结果:(1)中学生情绪评定问卷的七个分问卷的α系数分别为:0.74、0.82、0.77、0.83、0.85、0.78、0.71,状态特质愤怒表达问卷的四个分问卷的α系数分别为:0.91、0.78、0.79、0.93.(2)初中女生的恐惧、悲伤感和愤怒、正性情绪表达、负性情绪表达评分显著高于男生(3.7±0.9/2.9±0.9,F=73.77,P＜0.001;4.3±0.8/3.6±1.1,F=29.93,P＜0.001;4.0±0.7/3.8±0.8,F=21.71,P＜0.001;3.5±0.8/3.1 ±0.8,F=17.48,P＜0.001).(3)初中工读生的恐惧和愤怒、悲伤、愤怒控制评分显著低于普通学生(2.8 ±1.0/3.3±1.0,F=5.50,P＜0.05;3.5±1.2/4.1±1.0,F=3.85,P＜0.05;2.1±0.6/2.5±0.7,F=25.55,P＜0.001),而状态愤怒、特质愤怒、愤怒表达评分显著高于普通学生(2.4±1.0/1.9±0.8,F=28.82,P＜0.001;2.5 ±0.7/2.1±0.6,F=25.13,P＜0.001;2.3±0.6/1.9 ±0.6,F=32.86,P＜0.001).正性情绪表达的性别与组别的交互作用显著(F=6.07,P=0.011),具体为男生中工读学生的正性情绪表达评分低于普通学生(3.5±0.8/3.9 ±0.7,P=0.018),而女生中差别不显著.结论:初中工读学生的情绪反应与情绪表达,尤其是愤怒情绪反应与表达存在一定的缺陷.
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徐州地区大学生生命意义感调查
本研究考察徐州地区大学生对生命意义的了解与看法,即是否因社会、学校、家庭等因素的影响而产生精神空虚、是否存在存在性挫折、是否有正确的生命目的、是否能承受生活中的磨难以及对死亡的认识.
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父母教养方式对小学学业不良儿童孤独感的影响
目的:探讨父母教养方式对学业不良儿童孤独感的影响,为学业不良儿童孤独感干预提供心理学依据.方法:运用父母教养方式评价量表(EMBU)和儿童孤独量表,以北京市四所普通小学四到六年级1276名小学生中筛查出的144名学业不良儿童为被试进行团体测查,采用一般线性回归和分位回归进行统计分析.结果:(1)线性回归中母亲的温暖理解的估计系数为-0.1115,父母惩罚严厉的估计系数分别为0.3802,0.5158;(2)在分位回归中,惩罚严厉的估计系数,随着分位回归数从0.5到0.9,有增加的趋势;(3)整体上线性回归结果显示父亲的拒绝否认和过分干涉的估计系数分别为0.1303,-0.2897,对孤独感没有显著影响,但在分位回归中,父亲的拒绝否认和过分干涉在中低分位点处估计系数为(0.8142,0.2588)和(-0.3334,-0.4885),对孤独感有显著影响.结论:学业不良儿童孤独感与父母教养方式有关,其中父母的温暖理解、惩罚严厉为主要影响因素.对于孤独感体验强烈的学业不良儿童,惩罚严厉对其孤独感影响尤其显著,父母更应慎重使用惩罚严厉的教养方式.父亲的拒绝否认和过分干涉对学业不良儿童孤独感的影响作用需要进一步更细致的研究.
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数学不良儿童的精细运动控制功能
数码写字板是研究书写运动的工具,它即时记录书写运动的速度、加速度等指标,这些指标反映人体的精细运动控制功能[1,2].数学不良(mathematical disabilities,MD)儿童的认知功能得到了广泛的探讨,特别是工作记忆各成分与MD的关系是研究的热点[3],已有研究发现,儿童精细动作能力与其学业成绩密切相关[4].本研究探讨MD儿童在自然条件(对书写内容有长度或大小限制,而对书写者无任何限制的书写运动)和精细运动双任务条件(右手书写的同时,左手食指快速、连续地点击鼠标的书写运动)下书写一条定点横线的速度、加速度,为MD儿童的早期诊断、干预前后的评估以及人才测评等提供依据.
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发育性协调障碍儿童的运动控制缺陷
目的:从运动控制学角度探讨发育性协调障碍(Developmental Coordination Disorder,DCD)的发生机制,为其病因学研究提供理论基础.方法:以DSM-Ⅳ为诊断标准结合发育性协调障碍问卷在两所小学中进行筛查,筛选出41名DCD儿童,研究儿童闭环控制和开环控制缺陷,及运动控制缺陷和实际运动障碍程度的关系.结果:①DCD儿童的闪光临界频率低于对照组(22.7±3.1/27.5±5.9,22.3±4.1/26.0±5.9,21.0±4.8/25.5±4.7,P均＜0.01).在有、无视觉反馈协同下DCD组的右臂位移差值均高于对照组(9.8±4.0/7.9±3.5,15.7±4.3/8.5±5.1,P＜0.05或0.01).直视条件下DCD儿童描画轨迹的完成时间长于对照组(21.6±5.9/12.5±5.2,P＜0.01),错误次数多于对照组(25.3±14.2/17.6±12.4,P＜0.05).DCD儿童在连续作业和第一次、第二次间断作业中的直线目标运动错误数均高于对照组(24.2±10.0/12.2±6.1,2.6±1.0/1.7±1.2,2.0±1.2/1.4±1.0,P＜0.01或＜0.05).②相关分析结果显示,儿童手灵巧度和动/静态平衡能力障碍与黄、绿色闪光临界频率存在负相关(r=-0.33～-0.39);儿童手灵巧度、球类运动技能、动/静态平衡能力障碍分别与无视觉反馈协同下右臂位移差值、直视下描画轨迹完成时间、直线目标运动连续作业呈正相关(r=0.35～0.61);儿童手灵巧度障碍分与第一次间断作业错误数呈正相关(r=0.46).结论:DCD儿童存在时间视敏度、运动感觉、感觉-运动内化能力的不足,并导致了闭环控制运动障碍;运动计划能力的缺陷导致了开环控制运动障碍.受试儿童的运动控制能力与实际运动表现存在相关关系.DCD儿童运动控制机制的缺陷提示DCD病因可能存在于小脑.
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幼儿攻击性行为装扮游戏矫正的多基线实验研究
目的:探讨幼儿装扮游戏对幼儿攻击性行为的矫正效果.方法:采用多基线设计(A、B、C、D四阶段共20天)对三名幼儿园大班具有明显攻击行为的研究对象进行装扮游戏矫正.设计8个融合移情训练和榜样学习的装扮游戏,分别于多基线设计的B、C、D阶段干预研究对象一、二、三.结果:研究对象一在B、C、D阶段的攻击性行为次数较基线A均显著减少(5.4±1.1、3.4±1.3、1.8 ±0.8/9.8 ±2.5,F=23.97,P＜0.001),研究对象二在C、D阶段的攻击性行为次数较基线A、B均显著减少(6.0±2.2、3.0±1.6/13.2±1.8、10.2 ±1.9,F=28.17,P＜0.001),研究对象三在D阶段的攻击性行为次数较基线A、B、C均显著减少(2.8±0.8/12.4±1.5、10.0±1.2、11.0±1.6,F=52.37,P＜0.001).三个研究对象在矫正期D的攻击性行为次数没有显著差异(F=1.59,P=0.23).结论:采用集体装扮游戏可以矫正幼儿的攻击性行为.
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抑郁体验问卷中文版在640名大学生中的信效度检验及两种评分系统比较
目的:利用国际上通用的两种评分系统分别考查抑郁体验问卷中文版(DEQ-C)的信度和效度,确立该问卷在我国的适用性.方法:640名大学生完成了DEQ-C的评定,分别采用了因素权重法和条目权重法进行评分.探索DEQ-C的内部一致性信度、重测信度、因素结构、区分效度和内容效度.结果:因素权重法评分:α系数男性为0.65～0.77,女性为0.68～0.72;重测信度系数男性为0.59～0.64,女性为0.58～0.75.条目权重法评分:α系数男性为0.73～0.85,女性为0.69～0.85;重测信度系数男性为0.55～0.80,女性为0.67～0.73.探索性因素分析获得了与原问卷相似的三因素结构,前三个因子解释的方差在男性为14.5%、6.9%和5.5%,总和为26.9%;女性为13.5%、6.9%和6.1%,总和为25.5%;各分量表之间的相关性研究提示,因素权重评分法符合原问卷的理论构想,即依赖性和自我批评性是两个独立的人格维度,而条目权重法则失去这个特点;采用两种评分方法均显示了良好的效标效度:其中依赖性与CES-D及心境和焦虑症状问卷(MASQ)的相关系数分别为0.38、0.43(P＜0.01)和0.34、0.36(P＜0.01);自我批评性与CES-D及MASQ的相关系数分别为0.59、0.63(P＜0.01)和0.57、0.63(P＜0.01).结论:DEQ的中文翻译版有良好的信度和效度,其中,因素权重评分法更适用于中国大学生样本.
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增补后的一般健康问卷在精神疾病流行病学调查中的应用
目的:了解增补后的一般健康问卷12项(The General Health Questionnair,GHQ-12)在河北省18岁以上人群各类精神疾病流行病学调查中的灵敏度和特异度.方法:以增补后的一般健康问卷12项(GHQ-12)为筛选工具,以美国精神疾病诊断与统计手册第四版(DSM-Ⅳ)为诊断标准,进行DSM-Ⅳ-TR轴Ⅰ障碍定式临床检查(SCID).结果:共20716人完成了增补后的GHQ-12调查,重测一致性r=0.82(P＜0.01),灵敏度为98.3%,特异度为44.8%,12种常见精神疾病的灵敏度均在93%以上.结论:增补后的一般健康问卷12项具有较好的灵敏度,是较好的精神疾病流行病学调查的筛选工具.
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问题取向应对风格量表的信效度检验及与心理健康的关系
目的:检验问题取向应对风格量表(PF-SOC)对我国大学生的适用性,并考察其与心理健康的关系.方法:翻译PF-SOC并完成返回翻译,分别对2个样本共517名学生发放结构性问卷进行施测,使用PSI作同时效度分析,BDI、SES、MBI-SS和UWES-S为效标关联效度的测量指标.结果:(1)探索性和验证性因素分析表明修订后量表符合原版量表结构(x2/df=2.09,NFI、NNFI、CFI接近0.90),3个分量表(思考型、压抑型和反应型)的内部一致性系数分别为0.73、0.70和0.72;(2)除在思考型维度上有性别差异外(男23.8±4.2/23.1±4.7,F=143.07,P＜0.05),其余结果表明不存在性别、年级和文理科差异;(3)PF-SOC能有效预测抑郁、特质焦虑、学业倦怠与投入(△R2=10%-24%).结论:中文版PF-SOC具有较好的信效度,并能预测大学生心理健康状况.
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宁波市进城务工青年心身症状调查
目前对进城务工人员主要集中在对其社会保障、子女教育、疾病预防、犯罪等问题的研究上.本文报道了宁波市进城务工青年SCL-90测评结果.
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大学生宿舍人际相处主观影响因素问卷的编制
目的:编制大学生宿舍人际相处主观影响因素问卷.方法:通过对382名大学生调查数据的探索性因素分析和776名大学生调查数据的验证性因素分析,检验大学生宿舍人际相处主观影响因素问卷的信度和效度.结果:(1)大学生宿舍人际相处主观影响因素问卷包括25个项目,分为人际安全、人际期望、人际张力、人际报复、人际焦虑5个因子,25个项目的载荷为0.43-0.82,5个因子解释的总方差变异率为52.49%;(2)问卷各维度的内部一致性系数α为0.69-0.87,总问卷的内部一致性系数为0.90;(3)验证性因素分析的结果显示,x2/df＜5,RMSEA＜0.07,CFI、NFI、NNFI均在0.95以上.结论:该问卷的因素结构清晰,信度和效度均较好.
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美国儿童青少年社区心理健康服务体系的现状与思考
1 简史美国早提出青少年心理健康服务是由于发现需要对未成年犯罪者进行心理上的引导[1].19世纪90年代,美国政府部门发现拘留青少年犯罪人员有必要与成年人分开,并建立一个适合青少年的法庭系统(未成年人法庭),提供使他们重新回归社会的服务.1900年,美国开始设立专门的未成年人法庭系统来区别对待未成年人,并在芝加哥和波士顿的未成年人法庭系统中首先建立心理健康服务诊所.20世纪20年代[1],美国公共基金会开始研究这些未成年人法庭系统中心理健康服务诊所的巨大作用,并向全美国推广这种儿童青少年的心理引导诊所.随着这些诊所的不断发展完善,这种服务模式成为了美国第一个儿童精神病治疗项目的基础,随即这些诊所的定位不再只是处于三级甲等医院为中心的医疗体系中,而是开办了更多的独立的诊所或心理健康中心.这使更多的有心理疾病的儿童青少年能够得到治疗.
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澳大利亚临床心理学的培训和管理
近二三十年来我国心理健康服务体系虽有了较快发展,但是仍然难以适应社会对心理健康服务的需求,其发展和完善需要借鉴国外的成功经验[1].在心理健康服务领域中占有重要地位的临床心理学专业在我国仍处于发展的初始阶段.目前我国极为缺乏受过系统专业训练的临床心理学人员,且没有相应的从业资格认定的法律法规.本文主要介绍了澳大利亚临床心理学的培训和管理情况,同时就其在培训和管理中出现的一些主要问题进行了述评,以期为我国临床心理学的培训和管理工作以及心理健康服务体系的发展提供借答.
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心理素质训练对野战部队军人自我和谐的影响
目的:探讨心理素质训练对野战部队军人自我和谐的影响.方法:随机抽取某野战部队军人394人,分成训练组和对照组各197人,训练组进行心理素质训练,对照组进行常规的军政训练.训练前后采用自我和谐量表进行测验.结果:心理素质训练前两组军人自我和谐量表评分差异无显著性.心理素质训练后,训练组军人的自我和谐总分低于对照组(93.2±10.28/95.5±11.8,t=2.027,P＜0.05);自我灵活性评分高于对照组(37.5±11.76/35.1±11.3,t=2.103,P＜0.05).训练组士兵(37.1±9.1/34.7±9.15,P＜0.05)、士官(39.1±9.7/34.8±9.7)和军官(48.8±8.3/41.5±11.9,P＜0.01)的自我灵活性评分均高于对照组,且训练组军官的自我和谐总分低于对照组(83.9±15.2/95.5±14.1,P＜0.01).训练组男性军人的自我灵活性评分高于对照组(37.3±12.2/34.3±10.9,t=2.37,P＜0.05),自我和谐总分低于对照组(92.8±14.4/96.4±12.8,t=2.450,P＜0.05),训练组女性军人只有自我和谐总分低于对照组(91.4±11.74/96.7±10.0,t=2.089,P＜0.05).结论:军人心理素质训练能提高军人的自我和谐水平,以灵活性提高为突出.
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住院进食障碍患者家属心理干预的对照研究
目的:探讨住院进食障碍患者家属心理健康状况及心理干预的效果.方法:将入组的37例患者家属随机分为干预组和对照组(干预组18例,对照组19例).对干预组进行为期6周,每周1次,每次1.5小时的心理干预;对照组仅在患者入院时对家属常规进行入院须知的宣教.使用焦虑自评量表(SAS)、抑郁自评量表(SOS)、症状自评量表(SCL-90)和总体幸福感量表(GWB)在入院时和6周后对两组家属进行评定.结果:进食障碍患者入院时,其家属存在轻至重度抑郁症状群者占56.8%,存在焦虑症状群者占24.3%;干预组家属入院6周后的焦虑、抑郁自评量表得分,症状自评量表总分及各因子分均低于入院时,(如SDS:31.5±6.8/40.8±8.9,P=0.007;SAS:36.3±8.0/45.0±8.2,P=0.006;SCL-90总分:23.4±22.6/53.6±18.1,P=0.002),总体幸福感量表评分高于人院时,差异边缘显著(88.5±15.4/78.7±13.6,P=0.065);对照组家属6周后症状自评量表总分及躯体化、强迫、抑郁、敌对、精神病性因子分均低于人院时(如SCL-90总分:42.4±53.1/59.6±51.6,P=0.001);两组加或减分率比较发现干预组抑郁自评总分、焦虑问卷总分、SCL-90总分和人际敏感因子分大于对照组(0.44±0.28/0.12±0.38,P=0.004;0.16±0.30/0.05±0.19,P=0.025;0.55±0.52/0.35±0.38,P=0.048;0.40±1.03/0.16±0.48,P=0.021).结论:进食障碍患者住院后家属的心理状态随着住院治疗的进程会得到改善,针对家属进行的系统心理干预可更为有效地改善家属的心理状态.
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食管癌患者抑郁心理对免疫细胞功能的影响
Luebbert K[1]认为抑郁心理可以通过多种途径影响癌症的发生,包括免疫功能下降、细胞突变增加等.TonesLW[2]提出抑郁心理可以改变机体免疫系统的活动,进而影响癌症的发生和发展.本文探讨食管癌患者的抑郁心理对T淋巴细胞亚群和自然杀伤(NK)细胞的影响.
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低频电针足三里对酒依赖大鼠饮酒行为的影响
目的:研究低频电针(2Hz)足三里对酒依赖大鼠饮酒行为的影响.方法:共24只SD大鼠(酒依赖模型组18只,对照组6只).采用6%(v/w)的酒精水溶液作为SD大鼠唯一的饮水来源共30天建立酒精躯体依赖模型,进一步将其分为戒断组、捆绑组、电针组各6只大鼠.分别对酒精依赖大鼠进行急性(电针一次)和慢性(电针六次)低频电针足三里处理,观察急慢性电针对大鼠饮酒量和酒精偏爱程度(酒精/水自由选择)的影响.结果:急性电针足三里处理大鼠饮酒量和酒精偏爱组间比较差异有显著性(F(2,15)=7.034,P=0.007;F(2,15)=4.810,P=0.024),电针组饮酒量和酒精偏爱较对照组(捆绑对照和非捆绑对照)均降低,其中三组饮酒量和酒精偏爱均值和标准差分别为(4.2±0.4,9.6±0.9,8.0±0.7)及(4.3±0.2,7.5±0.7,7.8±0.7);差异有统计学意义(P＜0.001).慢性电针足三里处理后大鼠饮酒量和酒精偏爱程度与对照组(捆绑对照和非捆绑对照)比较均无显著性差异.结论:急性低频电针足三里能抑制酒精依赖大鼠的饮酒行为.
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抑郁情绪对情绪面孔返回抑制的影响
目的:探讨抑郁情绪对情绪面孔返回抑制的影响.方法:用贝克抑郁量表(BDI)和自评抑郁量表(SDS)筛选出34名抑郁个体和35名正常对照,进行真人情绪面孔(高兴面孔、中性面孔、悲伤面孔和愤怒面孔)的线索一靶子任务(包括有效提示和无效提示两种线索类型)实验.结果:对照组的无效提示(430.3±74.3,423.1±58.3,426.4±59.5,429.4±53.6)小于有效提示(454.9±50.3,455.3±65.9,462.1±65.8,458.5±51.1)(F=45.12,P＜0.001),对四种面孔的返回抑制效应无显著差别(F=0.229,P=0.876);抑郁组的返回抑制效应在高兴与悲伤面孔之间有显著差异(F=4.528,P=0.042),在愤怒与悲伤面孔之间差异边缘显著(F=2.891,P=0.099),悲伤面孔的返回抑制效应(-6.2±58.2)小于高兴面孔(-66.1±90.1)和愤怒面孔(-56.9±97.8);两组被试的返回抑制效应在高兴面孔时差异边缘显著(F=3.29,P=0.076),抑郁组(-66.1±90.1)大于对照组(-24.6±65.9).结论:抑郁组对情绪面孔的注意特点不同于对照组:对照组对四种面孔均存在返回抑制效应,无显著差别;而抑郁组对四种面孔的返回抑制效应程度不同,对中性面孔的返回抑制效应正常,对高兴、愤怒面孔有过度抑制倾向,对悲伤面孔有抑制不足倾向.
| 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 |
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