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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中国彩票购买者的成瘾倾向
目的:了解中国购彩成瘾倾向者的心理与行为特征.方法:采用横断面研究方法,使用成人Nowicki-Strickland内-外控制量表、自编购彩者购彩行为调查表和购彩成瘾自评量表,在全国31个省(自治区、直辖市)114个城市的福利彩票投注站随机收集7160名购彩者的资料,并依据成瘾量表得分与购彩月花费占收入百分比筛选出成瘾倾向组316名和对照组463名,比较两组的一般资料、内外控特点和购彩行为特点.结果:成瘾倾向组与对照组的一般资料差异均有统计学意义(Ps＜0.01);成瘾倾向组的外控得分高于对照组[(17.0±5.0)vs.(12.4±4.8),P＜0.01];除彩龄以外,成瘾倾向组的其他购彩行为变量得分均高于对照组[如购彩月花费(758.2±851.9) vs. (155.3±378.3),P＜0.001];对有关变量进行logistic回归分析,结果内外控、月收入及每天花费时间进入方程[如内外控OR(95%CI)为1.22(1.17～1.28)].结论:中年、已婚、受教育程度低和月收入低的男性更易购彩成瘾.内外控特点、月收入和每天花费时间均是购彩成瘾的重要影响因素,但购彩成瘾倾向与彩龄无关.
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丧偶老年人主观幸福感及其影响因素
目的:探讨丧偶老年人主观幸福感及其影响因素.方法:本研究为横断面调查.以性别为分层标准,采用等距抽样法随机抽取西安市社区丧偶1年及以上的老人292名,男性149例,女性143例;年龄60～86岁.采用纽芬兰纪念大学幸福度量表、康奈尔医学指数(Cornell Medical Index, CMI)、应对方式问卷、社会支持评定量表及自编调查表进行测查,进行方差分析和结构方程模型分析.结果:男性丧偶老人主观幸福感高于女性丧偶老人[(25.5±5.7)vs.(22.8±6.9),P<0.01].CMI总分、解决问题、退避、支持利用度、主观支持对老年人主观幸福感具有直接影响(权重分别为:-0.358,0.567,-0.469,0.320,0.152);解决问题、自责、求助、支持利用度、主观支持对老年人主观幸福感具有间接影响(权重分别为:0.124,-0.087,0.091,0.049,0.098).结构方程模型显示,解决问题对主观幸福感的正性影响大,其次是支持利用度和主观支持(权重分别为:0.691,0.369,0.250);退避对主观幸福感具有大负性影响(权重为:-0.469).结论:本研究提示缺乏社会支持是丧偶老年人低主观幸福感的危险因素,合理的应对方式对提高个体主观幸福感具有积极意义.
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用症状自评量表(SCL-90)评估中国大学生心理健康状况的Meta分析
目的:了解我国当代大学生心理健康状况的真实水平,以便科学地对大学生进行心理健康教育工作.方法:检索了20世纪90年代初至今的有关大学生SCL-90状况的实证研究,共收集文章214篇,有效样本232个,被试263775人,包括华北、东北、华东、中南、西南、西北的24个省市,并收集了论文中经常使用的5个常模作为参照群体,以症状自评量表(SCL-90)为工具,使用Meta-analysis 5.3进行统计分析.结果:大学生SCL-90得分状况的合并效应显示,大学生的整体心理健康水平低于金华等人制定的成人常模与青年常模(d=0.35,0.22;Ps<0.01),但高于大学生的3个常模 (d=-0.26,-0.22,-0.10;Ps<0.01);与各常模比较,大学生的心理健康状况的强迫、焦虑、恐怖与精神病性4因子效应值高于其他因子;根据263775名被试的得分进行合并,得到被试总体的SCL-90各因子均分与标准差,并与其他5个常模差异显著(P<0.05);结论:SCL-90常模需重新科学制订.大学生心理健康状况较常模差的结论有待商榷.
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大学生玩兴同人格特质和心理健康的关系
近几年来,成人玩兴得到国外及港台地区学者的广泛关注.成人玩兴是一种在工作或学习中所展现出来的主动自发性、想象力、情绪的表达力、好玩有趣、乐在其中的态度[1].玩兴与娱乐、游戏、玩的区别在于,它不是一种具体的行为,而是一种高度内在动机的表现,本研究探讨大学生玩兴与人格特质和心理健康的关系.
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d2注意力测验和DSM-IV中注意缺陷多动障碍诊断指标之间的关系
目的:采用d2注意力测验(d2 test of attention),比较注意缺陷多动障碍(attention deficit hyperactivity disorder,ADHD)儿童和正常儿童选择性注意和注意集中能力的差异,探讨该测验各项目与DSM-IV中注意涣散和多动冲动症状之间的关系.方法:23例确诊为ADHD的患儿和在年龄、受教育程度、性别、智力上相匹配的正常对照组儿童接受d2注意力测验.结果:(1)ADHD儿童在d2注意力测验的任务完成总量、任务总成绩、集中程度上得分均低于对照组[(259.7±72.8)vs(302.6±51.5),(222.4±58.3)vs(279.6±64.3),(75.4±43.1)vs(106.0±38.9);Ps<0.05],而遗漏错误率、违规错误率、总错误率均高于对照组[27.20 vs 19.80;29.13 vs 17.87;28.22 vs 18.78;Ps<0.05].(2)d2注意力测验的任务总成绩、集中程度、总错误率、遗漏错误与DSM-IV中注意涣散症状得分存在相关(r=-0.44,-0.37,0.29,0.26;Ps<0.01);d2注意力测验的任务总成绩、集中程度、总错误率、违规错误与多动冲动症状得分存在相关(r=-0.36,-0.38,0.30,0.30;Ps<0.01).结论:d2注意力测验对于ADHD儿童注意受损的临床特点具有较好的辅助诊断作用.
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边缘型人格障碍的欲求-压力分析
目的:运用主题统觉测验(TAT)探索边缘型人格障碍(BPD)潜在的欲求-压力特点.方法:用人格诊断问卷(PDQ-4+)在3552名高校学生中筛出边缘型得分≥7者254人,由两名研究人员对他们进行人格障碍定式临床检查(SCID-Ⅱ)面谈,后确诊BPD 62人,从中按边缘型得分由高到低选取30名愿意参与本研究的为BPD组,在边缘型得分<2的学生中由高到低选取30名为对照组,施测主题统觉测验,对照两组的欲求-压力得分.结果:(1)BPD组的欲求和、压力和均高于对照组[(32.6±5.1)vs.(29.8±5.0),(36.9±5.0)vs.(32.2±6.3);均P<0.05],且BPD组的压力和高于欲求和(P<0.05).(2)边缘型得分与欲求-压力系统的逐步回归方程:边缘型得分＝-0.315C成就欲求+0.36X情绪变化欲求+0.329X灾害压力+0.313X情感压力+0.234X联想压力+0.204X丧失支持压力,多元回归系数为0.817,方程拟合度为0.668.结论:运用主题统觉测验的欲求-压力系统可解释BPD患者的内心感受模式和临床行为的驱动因素.
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艾司西酞普兰与帕罗西汀治疗惊恐障碍的随机对照研究
目的:比较艾司西酞普兰20 mg/d天和帕罗西汀40 mg/d治疗惊恐障碍12周的疗效及安全性.方法:随机、双盲双模拟、活性药平行对照的多中心临床研究.入组共有173例符合DSM-IV惊恐障碍诊断标准且筛选成功的患者进入为期12周的随机治疗,分别在随机后第2周末、第4周末、第8周末、第12周末评估疗效和安全性.主要疗效指标为惊恐相关症状量表(Panic Associated Symptom Scale,PASS)总分变化,次要疗效指标包括Marks Sheehan恐怖量表(Marks Sheehan Phobia Scale,MSPS)、Sheehan残疾量表(Sheehan Disability Scale, SDS)、17项汉密尔顿抑郁量表(Hamilton rating scale for depression, HAMD17)、汉密尔顿焦虑量表(Hamilton Rating Scale for Anxiety, HAMA)、临床总体印象量表(Clinical Global Impression Scale, CGI)和病人总体评价(Patient Global Evaluation, PGE).安全性评价包括治疗前后生命体征、体格检查、实验室检查和心电图检查的改变.结果:治疗终点研究组和对照组的PASS总分分别为(2.1±2.7)和(2.0±2.7),减分分别为(9.1±3.5)和(9.7±4.3),两组比较差异无统计学意义(P=0.244).治疗终点研究组和对照组的有效率分别为94%和91%,痊愈率分别为87%和80%,两组比较差异无统计学意义(P=0.217).研究组的不良事件发生率为36%(31/86),对照组为35%(30/86).常见的不良反应是恶心、嗜睡和头痛.结论:艾司西酞普兰20毫克/天治疗伴有或不伴有广场恐怖的惊恐障碍安全有效.
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述情障碍和无聊倾向性在神经质与焦虑、抑郁之间的中介效应
目的:考察新兵人格特征与心理健康的关系及述情障碍和无聊倾向性在人格特征与心理健康的中介作用.方法:通过使用艾森克人格问卷简式量表中国版、自评抑郁量表、状态和特质焦虑量表、述情障碍量表和无聊倾向性量表对314名新兵进行调查.结果:神经质、述情障碍、无聊倾向性与抑郁、状态焦虑、特质焦虑均呈正相关(r=0.38～0.52,Ps<0.01).述情障碍在神经质对抑郁、状态焦虑和特质焦虑的预测中介效应分别为0.375、0.467、0.377(Ps<0.01).无聊倾向性在神经质对抑郁、状态焦虑和特质焦虑的中介作用分别为0.359、0.546、0.565(Ps<0.01).结论:述情障碍和无聊倾向性是影响神经质类型人格心理健康水平的重要因素,士兵的心理健康防治工作可以从这两个方面开展.
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Conners 成人注意缺陷多动障碍自评量表的初步修订
目的:引进Conners 成人注意缺陷多动障碍自评量表(Conners' Adult ADHD Rating Scales Self-Report:Long Version, CAARS-S:L)并检验其信效度.方法:采取分层整群抽样的方法,选择成都市三个城区的健康人群749例(男性348,女性401),年龄18～60岁(平均35±11岁),并进行中文版量表测试.2周后随机抽取成都小天竺社区80名受试者进行第二次评定,评价该量表的重测信度.结果:探索性因子分析提取了注意缺陷、多动、冲动、自我评价和综合评定5个因子 (累计贡献率为54-85%).除项目48外, 其他项目的负荷范围在 0.408～0.834之间.每个项目与其所属因子的相关系数(r=0.41～0.83)均大于与其他因子的相关系数(r<0.30).量表的条目归属与Conners的不一致.成人ADHD组的CAARS-S:L总分高于正常人群组和抑郁症组[(120.0±20.4)vs.(50.6±24.6),(60.4±24.6);P<0.001].量表总的Cronbach α系数为0.963,量表的重测信度为0.773.结论:Conners 成人注意缺陷多动障碍自评量表中文版在成人中使用有较好的信度和效度, 但仍需扩大样本更深入地验证并改进其结构效度.
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双相Ⅰ型障碍患者丙戊酸钠血药浓度监测的应用与初步评价
目的:探讨丙戊酸钠治疗双相障碍I型躁狂或混合性发作患者的血药浓度与临床疗效和安全性的关系.方法:共入组30例患者,接受丙戊酸钠治疗,丙戊酸钠实施个体化药物剂量调整方案.于基线时、治疗第1、2、3、4、6、8、10、12、16周末,分别采用临床总体印象疾病总体严重度量表-双相障碍版(CGI-BP)、Young躁狂评定量表(YMRS)、简明精神病量表(BPRS)、汉密尔顿抑郁评定量表 (HAMD-21)、功能总体评定量表评定(GAS)评定疗效和测定丙戊酸钠血浓度.在基线状态、治疗第4、8、12、16周时,进行血生化、血常规、尿常规、ECG检查以及药物治疗副反应量表(TESS)评定,以评价安全性.结果:(1)自治疗1周末 CGI-BP(5.0±0.4)和YMRS(26.7±3.7)得分较治疗前[(5.3±0.5)vs.(30.4±1.5)]有明显下降(P<0.05),自治疗第4周起,社会功能也较基线时有显著改善.治疗16周末,缓解率为93.3%,不良反应的发生率为40%.(2)丙戊酸钠的有效治疗血浓度范围为(84～125)μg/ml,有效维持血浓度范围为(77～98)μg/ml.结论:丙戊酸钠治疗双相I型障碍的疗效与血浓度存在相关,监测血药浓度对临床药物剂量调整有较好的帮助.
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双相Ⅰ型障碍躁狂发作患者血浆孤啡肽水平的初步测定
目的:初步探讨双相Ⅰ型障碍躁狂发作患者的血浆孤啡肽(OFQ)水平.方法:应用放射免疫分析(RIA)法分别测定26例双相Ⅰ型障碍躁狂发作患者和31例正常人血浆OFQ浓度.结果:躁狂组血浆OFQ水平[(11.29±3.28)pg/ml]低于对照组[(13.92±4.53)pg/ml],P＜0-05.躁狂组OFQ水平与Bech-Rafaelsen躁狂量表总分呈负相关(r=-0.75,P＜0.01).血浆OFQ水平的影响因素主要有工作、接触、敌意/破坏行为、性兴趣、睡眠、意念飘忽、患者的受教育程度(β=-1.121,-0.969,0.265,0.455,0.407,0.333,-0.123;P均＜0.01).结论:孤啡肽可能参与双相Ⅰ型障碍躁狂发作的发生机制.
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韩国心理健康从业者的教育及专业人员资格证管理状况
1 韩国心理健康体系的构成1.1 职业名称在韩国,与心理健康相关的职业名称很多,常见的有精神科医生、心理治疗师、心理咨询专家或心理咨询师等.根据不同的服务对象,职业名称也有相应的变化,如面向中小学学生的学校心理咨询师,面向一般青少年的青少年心理咨询师,面向求职人员的职业指导(咨询)师以及与心理健康工作密切相关的社会福利师和青少年指导师等.
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母亲心理健康、教养行为与幼儿焦虑的关系
目的:探讨母亲心理健康、教养行为与幼儿焦虑之间的关系.方法:采用横断研究设计,以整群抽样法从两所普通幼儿园中抽取306名3～6岁幼儿,以Spence学前儿童焦虑量表(母亲报告)的中文修订版、症状自评量表和父母教养行为问卷为研究工具,对幼儿的母亲进行测查.结果:(1)母亲心理健康与幼儿焦虑正相关(r=0.45, P<0.01);(2)母亲的权威教养行为与幼儿焦虑负相关(r=-0.23),专制和放任教养行为与幼儿焦虑正相关(r=0.29,0.19)(均 P<0.01);(3)母亲心理健康与权威教养行为负相关(r=-0.32),与专制和放任教养行为正相关(r=0.36,0.26;均P<0.01);(4)专制教养行为在母亲心理健康与幼儿焦虑之间起到部分中介作用(11.82%).结论:母亲心理健康、教养行为对幼儿的焦虑存在影响,并且专制教养行为在母亲心理健康与幼儿焦虑之间起到部分中介作用.
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10-16岁儿童少年行为问题的双生子研究
目的:调查遗传因素和环境因素对10-16岁儿童少年行为问题的影响程度,为儿童少年行为问题的防治提供依据.方法:采用多级随机抽样的方法选取64对双生子,使用Achenbach儿童行为量表评定行为问题,估算遗传因素及环境因素对儿童少年行为问题的影响程度.结果:10-16岁儿童少年总的行为问题的遗传度为0.33,共享环境的影响程度为0.57,非共享环境的影响程度为0.10.其中退缩行为、躯体主诉、注意缺陷及违纪行为的遗传度超过0.6,共享环境对焦虑/抑郁、社交问题及攻击行为的影响程度在0.41～0.64之间.结论:遗传因素和环境因素对儿童少年的行为问题均有影响,但环境因素影响程度更大,尤其是共享环境因素.
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鼻咽癌患者的症状困扰及其与负性心境的关系
鼻咽癌患者普遍存在负性情绪,其中,焦虑发生率达90%,轻中度抑郁超过60%[1].而且,患者的心理健康水平越低,免疫功能越差[2].症状困扰是指,癌症患者由于疾病和/或治疗引起的躯体症状体验而报告的不适程度[3].症状困扰是影响患者预后和生存期的重要因素[4].本研究考察鼻咽癌患者的症状困扰特征及其与负性心境之间的关系.
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白血病患儿父母焦虑抑郁的调查和干预
目的:探讨白血病患儿父母的情绪抑郁和焦虑障碍,为今后有针对性地开展心理干预和支持提供理论依据.方法:采用国际公认并具有我国常模的家庭环境量表及医院焦虑抑郁量表,对2004年3月至2006年3月期间在北京儿童医院诊治的白血病患儿的父母进行问卷测评,分三个阶段分别调查了初诊组、心理干预组和未干预组父母的家庭环境特征和情绪改变情况.对患儿父母的干预方法有个别心理治疗、小组治疗和家庭系统治疗.共收回可分析量表353份,其中初诊组138份、干预组103份、未干预组112份.结果:①白血病患儿父母在娱乐性、成功性、文化性、情感表达等因素上得分均低于常模[如,娱乐性得分常模为(4.9±2.0),三组父母分别为(3.0±2.3),(3.2±2.3),(4.1±2.1)],而在矛盾性、道德宗教上得分则高于常模[如,矛盾性得分常模为(2.2±1.9),三组父母分别为(3.9±2.6),(3.1±2.1),(3.6±2.3)].②初诊白血病患儿父母的焦虑和抑郁分分别高于临界值38.4%和24.1%,差异有统计学意义. ③白血病患儿治疗6月后未干预组父母在文化性(4.9±1.9)、娱乐性(4.1±2.1)和独立性(5.9±1.3)上得分均高于初诊组[(4.0±2.0),(3.0±2.3),(5.3±1.5)],接近常模分值水平;干预组父亲的矛盾性得分(3.0±2.3)低于未干预组父亲(4.4±2.3).④治疗6月后患儿家长的焦虑(9.5±4.3)和抑郁(7.6±4.3)分值已降到临界值水平.结论:白血病患儿的诊治过程严重影响患儿父母的心理情感,初诊白血病患儿父母抑郁和焦虑情绪严重、家庭矛盾性上升;绝大多数白血病患儿父母通过及时、有效的人文关怀即能达到良好的干预效果,专业心理干预对家庭矛盾性的降低作用大.
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癔症的躯体症状
1984年,我写了一篇题为<歇斯底里>的综述,发表在同年<国外医学·精神病学分册>杂志的68～73页.该文讨论了癔症性质、机制和诊断等方面的各种观点,通过历史了解现在问题的渊源.此文现已收入<许又新文集>(北京大学医学出版社,2008),有兴趣的医生可以参阅.今天的讨论侧重在躯体症状的诊断,因为在座的多是神经科和内科医生,临床上遇到的躯体症状远比精神症状为多.
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| 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 |
