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
-
681名驻戈壁沙漠汽车兵的睡眠质量
有关汽车兵睡眠质量的研究相对较少,本文调查驻戈壁沙漠汽车兵的睡眠质量特征.
-
深圳外来工子女社会认同的内隐研究
目的:考察深圳外来工子女对深圳社会认同的内隐态度.方法:依据社会认同理论及常用研究指标内隐联结测验(Implicit Association Test,IAT),设计了自我-地域IAT(self-region IAT,IAT1)与地域-偏爱IAT(region-favouritism IAT,IAT2)两个测验,对深圳某校初一学生采用整群抽样,有效样本119名,其中深圳户籍87名和非深圳户籍32名,对他们的社会认同进行了内隐研究.结果:(1)自我-地域IAT显示,深圳户籍被试的不一致部分反应时(1242±271)ms长于一致部分反应时(890±165)ms,非深圳户籍被试不一致部分反应时(1016±127)ms短于一致部分反应时(1097±196)ms;地域-偏爱IAT显示,深圳户籍被试和非深圳户籍被试的不一致部分反应时[(966±185)ms、(1021±133)ms]均长于一致部分反应时[(789±108)ms、(819±84)ms].(2)对非深圳户籍样本的方差分析显示,父亲的职业为脑力劳动者(如国家机关、党群组织、企事业单位负责人、商业服务业人员、专业技术人员)的被试的身份认同测验得分显著高于父亲职业为体力劳动者(如生产、运输设备操作及有关人员)(P＜0.001);父亲学历为本科的被试的身份认同内隐效应显著高于父亲学历为高中或中专(P＜0.001)、初中(P=0.003)的被试的身份认同内隐效应;父亲学历为硕士的被试的地域偏爱内隐效应显著高于父亲学历为初中(P=0.042)的被试.结论:深圳外来工子女对深圳社会认同的内隐态度有其自身特点,政策和教育层面应积极引导.
-
大中专学生童年期被父母体罚及情感虐待经历的回顾性调查
目的:了解大中专学生童年期被父母体罚及情感虐待经历.方法:采用方便取样,对河北省一所大学和一所中专的528名在校学生就有关儿童期虐待经历进行回顾性不记名自填式问卷调查.结果:36.2%的学生报告16岁前曾受到至少1次下列8项中的1项来自父母的体罚及情感虐待:严重徒手打(21.4%)、用物品打(16.1%)、锁在一个很小的地方/捆住/拴住(2.8%)、窒息/烧/用利器刺伤(0.4%)、在其他人面前羞辱(4.2%)、强迫交出属于自己的财物(0.9%)、说希望其不存在(7.2%)和威胁要将其赶出家门(7.2%).与没有童年期被父母体罚及情感虐待经历的学生相比,儿童期有2项或2项以上父母体罚情感虐待经历的学生其SCL-90量表总均分偏高(0.75±0.53)vs.(1.02±0.48),躯体症状、强迫症状、人际关系敏感、抑郁、焦虑、敌对、偏执、精神病性症状等因子均分偏高[如差别大的敌对,分别为(0.77±0.68)vs.(1.25±0.80)];在过去1年里出现自杀意念(分别为5.1%和20.8%)、饮酒醉过(分别为22.5%和42.1%)的比例偏高.结论:儿童期被父母体罚及情感虐待的现象较普遍.儿童期反复被父母体罚及情感虐待经历与青少年心理问题相关.
-
夫妻支持问卷的编制及其信效度验证
目的:编制夫妻支持问卷并检验其信效度.方法:采用分层整群抽样的方法从河北和北京两所九年制学校抽取学生,让学生将问卷带回家给父母或者已婚的亲人作答.在第一批215名被试中进行探索性因素分析并筛选问卷题目,然后在第二批的246名被试中进行信效度分析,随机抽取31人在3周后进行重测.以Ohon婚姻质量问卷的婚姻满意度分量表为效标.结果:夫妻支持问卷由主观支持和客观支持两个维度构成,解释了总方差的54.18%.问卷共18个项目,探索性因素分析的项目载荷范围是0.45～0.88.问卷具有良好的结构效度(x2/df=2.84,In=0.926,TLI=0.915,CFI=0.925,RMSEA=0.087)、效标效度(r=0.55,P＜0.001)、内部一致性信度(分量表及总问卷分别为0.94、0.92、0.96)、重测信度(分量表及总问卷分别为0.79、0.78、0.79,P＜0.001)和建构信度(0.94).结论:夫妻支持问卷具有较好的信效度,可用于测量在婚姻关系中获得的支持.
-
国际情绪图片系统在116名中国老年人中的试用
目的:对美国NIMH情绪与注意研究中心编制的国际情绪图片系统在中国老年人群中进行试用,将结果与NIMH常模进行比较,探讨其异同.方法:在大连市三个社区的老年活动中心选取老年人116名(男:51人,女:65人),年龄60-80岁之间,对从国际情绪图片系统中选取的60幅图片(负性:23幅.中性:12幅,正性:25幅)进行愉悦度、唤醒度、优势度的9点量表评分,结果与NIMH常模进行比较.结果:中国老年人三个维度的评分与NIMH常模的相关系数分别为:0.92,0.54,0.88(P均＜0.001).中国老年人群的唤醒度和优势度评分高于NIMH常模[(5.33±0.93)V8.(4.83±1.25),(5.60±1.20)vs.(5.19±1.21),P＜0.001],而愉悦度评分低于NIMH常模[(4.99±2.28)vs.(5.28±1.85),P=0.020].男女老年人群对大多数图片的情绪感受相近,但女性老年人愉悦度评分高于男性老年人[(5.05±2.33)vs.(4.93±2.24),P=0.002].在愉悦度一唤醒度二维情感空间中,60幅图片呈"＜"形分布.正性图片愉悦度和唤醒度呈线性相关(r=0.71,P＜0.001),负性图片两者的相关性不显著(r=-0.35,P＞0.05).结论:国际情绪图片系统具有较好的国际通用性.但由于中国老年人与NIMH常模在文化、生活、年龄等方面存在差异,故对部分图片的情绪感受不同,提示国际情绪图片系统应用于中国老年人群之前有必要进行本土化的修订.
-
某工科院校学生对朋辈咨询热线的认知及使用态度
目的:研究大学生对朋辈咨询热线的认知情况及使用态度.方法:采用自编的朋辈咨询热线相关问题调查表,以完全随机路拦访问法对某工科院校本科生319名(男女比例201:118,理工科专业79%,其他专业21%,年龄20±2岁)进行调查.结果:(1)学生对热线的知晓率为35.1%.知晓率有年级差异(P=0.020),除大二略低外,知晓率随年级基本呈上升趋势,大一到大四依次为32.0%、24.1%、40.8%、47.5%;女生知晓率高于男生(45.8%vs.28.9%,P=0.002).(2)知晓的途径前3位依次为书签传单(22.2%)、BBS站点(21.4%)、同学介绍(20.5%).不同年级(P＜0.001)、不同性别(P＜0.001)及不同生源地学生(P=0.021)的知晓途径不同.(3)学生对热线电话的使用率为2.5%,65.2%的学生能够肯定热线的作用,57.7%的学生在知道热线号码后愿意拨打,拨打热线的原因主要是在"周围没有人倾诉时"(49.8%),不拨打热线的原因为"不习惯这种方式"(59.2%).(4)不同热线使用意愿学生对设置热线必要性的认识(P＜0.001)、对热线作用的认识(P＜0.001)、求助方式(P=0.007)及不拨打热线的原因(P＜0.001)均有差异.结论:大学生能够认可朋辈咨询热线的作用,对热线的知效率、知晓途径存在年级、性别差异,对热线作用的认识影响热线使用意愿.
-
山东省农村老年人生命质量影响因素的路径分析
目的:探讨影响农村老年人生命质量的因素,分析影响因素之间的相互作用.方法:在本横断面研究中,采取分层随机抽样,选取村内常住人口中60岁以上、无严重精神问题及听力障碍的老年人451人(年龄60～92岁).用简明健康状况量表测量其生命质量,用AMOS5.0对其影响因素进行路径分析.结果:451名农村老年人生命质量评分为78.5±15.4;男性生命质量评分高于女性[(81.2±13.0)vs.(77.5±16.3),P=0.003];在年龄上,随着增龄生命质量评分降低[(82.2±13.3)vs.(77.0±16.0)vs.(71.4±16.4),P＜0.001];家庭收入越高、家庭关系越和睦、日常生活能力越好、生活满意度越高其生命质量评分越高(如,生活满意度:低66.1±16.7,中79.2±12.9、高86.7±10.4,P＜0.001).路径分析显示:日常生活能力和生活满意度直接影响其生命质量(路径系数分别为0.283和0.252),慢性病和家庭关系既有直接影响作用(路径系数分别为-0.238和0.139),还通过日常生活能力和生活满意度产生间接作用(作用大小为-0.090和0.105).年龄和性别通过影响日常生活能力产生间接作用(作用大小为-0.120和-0.038).结论:日常生活能力和生活满意度是影响农村老年人的生命质量直接、重要的因素.慢性病患病情况、家庭关系、年龄和性别是影响农村老年人生命质量的间接因素.提示有关部门应有重点、有层次地制定老年卫生保健政策,从而提高农村老年人的生命质量.
-
近乎完美量表中文修订版在初中生中的适用性
目的:探讨近乎完美量表中文修订版在初中生中的适用性.方法:采用班级整群抽取,分为2个样本.对样本一的616名初中生施测近乎完美量表中文修订版、考试焦虑量表;对样本二的679名初中生施测近乎完美量表中文修订版、自尊量表、Beck抑郁问卷.结果:对样本一的数据进行探索性因素分析表明,各条目在所属因子的因子负荷为0.548～0.858,三个因子可解释总变异的54.44%;对样本二数据进行验证性因素分析为原量表的三因素结构(高标准因子、差异因子和秩序因子)提供了支持,拟合指数为:x2/df=6.653、GFI=0.907、CFI=0.901、RMSEA=0.066,模型拟合较好.利用两个样本的数据进行的信度分析表明,三个分量表的内部一致性系数分别为0.869、0.904和0.708.效标关联效度检验表明,高标准和秩序分量表均与自尊正相关(r=0.30、0.10,P＜0.01或0.05),与抑郁负相关(r=-0.20、-0.12,P＜0.01);高标准分量表与考试焦虑负相关(r=-0.13,P＜0.01);差异分量表与自尊负相关(r=-0.57.P＜0.01),与考试焦虑、抑郁正相关(r=0.34、0.78,P＜0.01).结论:量表的信度和效度符合心理测量学要求.可以用于初中生的完美主义研究.
-
115例精神分裂症患者暴力杀亲行为分析
本文通过回顾性调查分析,探讨精神分裂症患者暴力杀亲行为的临床特点及影响因素,以便进一步探索防范措施.
-
抑郁体验问卷的研究总结(综述)
心理动力理论家Blatt认为抑郁是客体表象发展受损,以及随后对客体丧失不适应的反应造成的,与早期受忽视、不一致的爱、父母把爱做为控制孩子的方式以及侵犯、控制、敌对的亲子关系有关.这些孩子成年后会对分离和被抛弃表现出异常的敏感性,并以躯体症状的形式表现出来,因为害怕关系破裂,对剥夺和被抛弃的愤怒被抑制.他们的关系贫乏,充满了麻烦,疏远他人,因为爱的丧失而郁闷,并产生恶性循环.或者表现为成年期的内疚和羞耻感,通过努力追求成功来弥补,追求十全十美,对谴责过分关心,任何使他感到羞耻的事都会让他陷入抑郁之中.
-
青春期人格障碍发展性研究综述
尽管对青春期人格障碍的病因学研究已发现先天遗传、儿童期虐待、早期不良环境以及儿童期轴I障碍对人格障碍的形成具有不同程度的作用[1,2],然而研究者对于人格障碍从起病到稳定之间的具体发展过程尚缺乏足够了解和认识(人格障碍诊断一般只针对18岁以上成人,但国外对青春期人格病理的研究仍沿用"人格障碍"一词(adolescent personality disorders),为保持一致性,本研究采用国外研究通用名词的译名:青春期人格障碍).
-
对两例蒙古族萨满仪式的介绍
1 前言萨满教(shamanism)是一种世界性的原始宗教[1],从白令海峡到斯堪的纳维亚的整个亚欧大陆寒带地区都有着萨满教的痕迹.美洲、澳洲的一些部落信仰仪式也被归为萨满教的范畴,其中东北亚通古斯人的萨满信仰被认为是典型的萨满教之一.萨满教的主要观念和其他原始宗教、巫术的区别并不明显,大体是万物有灵,自然崇拜等.萨满教以萨满(shaman)而得名,萨满主要有两种词源说,一是智者、知者;二是激动、不安和疯狂的人.
-
117例抑郁症患者的躯体症状和首诊情况调查
目的:探讨以躯体症状为主诉的抑郁症临床特征及首诊情况.方法:对北京大学第六医院及河北省第六人民医院两所精神病专科医院门诊及住院抑郁症患者共117例,采用汉密尔顿抑郁量表(HAMD)和自制躯体症状调查表进行评定、分析.结果:68.4%的患者首诊于综合医院非精神科,在非精神科就诊的患者中,约88.8%的病人没有得到及时有效的治疗,抑郁症伴发的躯体症状大多数在14个以上(73.5%),躯体症状表现繁多,按出现的频度,前9位分别为食欲减退(89.7%)、疲倦乏力(88.9%)、多梦(85.5%)、入睡困难(84.6%)、觉醒频繁(83.8%)、头晕(82.1%)、早醒(76.9%)、肌肉酸痛(71.8%)、性欲下降(71.8%).结论:以躯体症状为主诉的抑郁症多首诊于综合医院的非精神科,常常不能被识别,伴发躯体症状表现繁多,累及多个系统,具有不定性,容易造成误诊、漏诊.全面掌握病情,熟悉抑郁症的躯体症状特点,遵循生物-心理-社会医学模式,有利于疾病的早期诊断.
-
精神专科医院门诊抑郁症患者服药依从性影响因素分析
目的:探讨影响抑郁症患者服药依从性的影响因素.方法:选取2007年5月至10月于北京大学第六医院及北京回龙观医院门诊就诊的123例抑郁症患者,采用自编抑郁症患者就诊状况及服药依从性调查问卷进行调查,内容包括患者一般情况、患病及就诊情况调查、抑郁症发病次数、巩固治疗期坚持服药时间知晓情况及实际服药情况等.分别采用卡方检验及多元Logistic回归分析,探讨上述各因素与服药依从性的相关性.结果:完全依从组(完全按照医嘱时间和剂量服药的患者)和部分依从组(部分按照医嘱时间和剂量服药的患者)在医疗费用支付形式、病程、家属态度、抑郁症阳性家族史、对疾病性质的认识、就诊模式、第一主诉、患病次数、坚持服药时间知晓情况、家庭平均月收入等方面的差异有统计学意义(P＜0.05),将患者服药依从情况作为因变量,将以上项目作为自变量进行Logistic回归,结果显示月收入、对疾病性质的认识、家属态度、就诊模式、医药费支付形式、病程进入回归方程,各变量比值比分别为:10.932、9.604、7.246、6.019、2.611、0.209.结论:抑郁症患者服药依从性与多方面因素相关,对疾病性质的认识、家属态度、就诊模式、医药费支付形式、病程、家庭平均月收入等是影响抑郁症患者服药依从性的重要因素.
-
重复性成套神经心理状态测验的信度、效度分析
目的:对用于精神障碍患者认知功能测评的重复性成套神经心理状态测验(Repeatable Battery for the Assessment of Neuropsychological Status,RBANS)中文版的信度和效度作初步验证.方法:从北京市城乡方便取样,做横断面调查,451名健康人群完成RBANS测验,其中97人同时完成简易韦氏成人智力、韦氏记忆测验考察效标效度;41人间隔12周再次进行了RBANS测验.对获取的数据进行相关分析和因子分析.结果:反映内部一致性的Cronbach α系数在RBANS总量表为0.90,在即刻记忆、视觉广度、言语功能、注意、延迟记忆分量表分别为0.86,0.68,0.67,0.85,0.80.总量表的重测信度为0.90,5个分量表的重测信度分别为0.65,0.68,0.53,0.80,0.79(P均＜0.01).以简易韦氏成人智力、韦氏记忆测验为效标,结果除简易韦氏成人智力量表的言语得分与RBANS量表的视觉空间因子间相关性无统计学意义,RBANS与简易韦氏成人智力和韦氏记忆量表总分和各因子分均存在有统计学意义的正相关(r=0.21-0.59,P均＜0.01).验证性因素分析结果x2/df为4.13,相对拟合指数(CFI)为0.91,非范拟合指数(NNFI)为0.93,近似均方根误差(RMSEA)为0.079.12个分测验的完全标准化解(MI)分别为:0.80,0.74,0.61,0.38,0.61,0.90,0.66,0.60,0.81,0.60,0.81,0.73.结论:重复性成套神经心理状态测验是一个信效度比较好的认知功能评定工具.
-
桑美台风灾害对幸存者心理影响的定性研究
目的:探讨台风灾害对幸存者认知及心理行为的影响,为灾害幸存者心理救助提供依据.方法:以2006年8月超强台风"桑美"袭击的浙江苍南2个自然村为案例,在208名调查对象中,对9位经历超强台风的幸存者运用立意取样和个体深入专题访谈的方法进行,采用现场录音、问卷等方法进行资料收集和整理分析.结果:在强台风灾害中,灾民的认知、情感以及行为体验发生显著变化,主要表现为:①灾民的需要结构变化,在需要内容、需要数量和质量方面明显降低,并且需求趋向一致的现象;②在情感体验方面出现负性情绪和负性认知,发生创伤后应激障碍和"闪回"现象;③对社会支持系统表示强烈渴望,出现人际交往的"共同经验区".结论:台风等自然灾害对灾民影响是巨大的,不仅在物质上,而且带来一定的心理和精神伤害.因此,要充分重视灾民的心理健康问题,将其干预措施纳入到政策层面,采取合理、科学的灾后救助方法.
-
地震致创伤后应激障碍的单次行为疗法介绍和简评
1 前言自然灾害中的地震,危害的不仅是人类的生命与财产,它导致的心理创伤也是巨大的.多项流行病学研究均表明,地震灾区幸存者中,约有10%会发展成为创伤后应激障碍(posttraumatic stress disorder,PTSD)[1.3],该障碍可能长年不愈[2],患者的社会职业生活等多方面功能会受到严重影响.
| 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 |
