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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大学生的恋爱暴力与儿童期虐待
恋爱暴力指发生在恋爱期间的暴力行为,包括各种形式的身体、心理、性方面的暴力行为,手段包括殴打、捆绑、残害、拘禁、折磨、凌辱人格、精神摧残、遗弃以及性虐待等[1].世界卫生组织将儿童期虐待定义为,对儿童有义务抚养、监管及有操纵权的人做出的足以对儿童的健康、生存、生长发育及尊严造成的实际或潜在的伤害行为,包括躯体虐待、情感虐待、性虐待、忽视和剥夺[2].18 ～ 24岁女性容易遭受亲密伴侣暴力[3],而童年期遭受暴力在成年后更易成为受虐者[4].本文探讨大学生的恋爱暴力与儿童期虐待的关系.
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吸毒劳教学员对亲密关系信息的认知加工特征
目的:探讨吸毒劳教学员对亲密关系信息的认知加工特征.方法:采用便利抽样法以四川省某劳教所的60名男性吸毒劳教学员作为实验组,通过社会招募的方式选取60名无过往吸毒史的男性作为对照组,进行学习-测试的行为实验,来探查吸毒劳教学员与正常受试对亲密关系信息认知加工上的差异.结果:在判断和再认任务中,实验组在亲密关系图片上的正确率低于对照组(均P ＜0.05),而反应时长于对照组(均P＜0.001)；实验组对亲密关系图片的再认正确率低于中性图片(P＜0.001).结论:吸毒劳教学员对亲密关系信息的判断和再认能力要差于非吸毒人群,需要对其进行认知疏导和心理干预.
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大学生的手机依赖倾向与孤独感
目的:了解大学生手机依赖倾向的基本特点及与孤独感的关系.方法:采用分层抽样和方便取样法,在贵州省4所高校抽得459名大学生,获得有效问卷442份.用手机依赖指数量表(MPAI)和UCLA孤独量表(UCLA)进行测查.MPAI共17个条目分为4个因子,受试对其中8个条目做出肯定回答,即被界定为手机依赖者.结果:本组大学生手机依赖者占29.8％；大学生手机依赖倾向的性别和新、老生差异无统计学意义(均P＞0.05),理科大学生的MPAI总分及失控性、逃避性因子分均高于文科生(均P＜0.01)；UCLA得分与MPAI各因子得分均呈正相关(r=0.31,0.19,0.39,0.32；均P＜0.05),逐步多元回归分析显示,孤独感与大学生手机依赖倾向及其各子均相关(B =0.18,0.09,0.06,0.03,0.37).结论:大学生的个人基本特征(性别、年级)与手机依赖倾向无密切关系,理科大学生的手机依赖倾向相对较高,孤独感可能会增加大学生的手机依赖倾向.
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状态-特质愤怒表达量表修订版在大学生中的信效度
目的:引进状态-特质愤怒表达量表修订版( STAXI-2)并检验信效度.方法:通过翻译、回译形成STAXI-2中文版.采用方便取样方法抽取782名大学生,施测STAXI-2中文版,并以愤怒失控量表(ANG)和状态-特质焦虑量表(STAI)为校标.间隔3周,选取30人进行重测.结果:STAXI-2中文版共57个条目,分为状态愤怒(SAS)、特质愤怒(TAS)和愤怒表达(AX)3个分量表.SAS、TAS的内部一致性Cronbach α均＞0.8,重测信度分别为0.18和0.83,验证性因素分析的拟合指数GFI、AGFI、NFI、CFI和IFI均在0.88 ～ 0.96之间,RMSEA分别为0.09和0.08.AX的控制内部表达和外部表达因子的α均＞0.8,重测信度均＞0.6; AX的愤怒内部表达和外部表达因子的α在0.60 ～0.70之间；AX的拟合指数GFI、AGFI、NFI、CFI和IFI均在0.84～0.90之间,RMSEA为0.06.TAS得分与SAS得分及AX的愤怒内部表达和外部表达分均呈正相关(r=0.36、0.13、0.53),而与AX的控制内部表达和外部表达分负相关(r=-0.47、-0.52)；SAS得分与AX的愤怒内部表达和外部表达分正相关(r=0.14、 0.30),而与AX的控制内部表达和外部表达因子分负相关(r=-0.26和-0.21),均P＜0.05.男性的TAS、SAS及AX的愤怒外部表达分均高于女性(均P＜0.05).结论:状态-特质愤怒表达量表修订版中的状态愤怒和特质愤怒分量表在中国大学生中具有较好的信效度；愤怒表达分量表的结构效度可以接受,但内部表达和外部表达两因子的信度偏低.
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月经周期不同时相恐惧表情对时间知觉的影响
目的:探索在月经周期3个时相中,正常育龄女性体验恐惧情绪对时间知觉的影响.方法:方便选取19～29岁女性85名,运用时间等分任务,比较被试在卵泡初期、排卵期和黄体中期体验恐惧和中性表情后的长反应比例.结果:月经时相的主效应显著,排卵期时对时距判断的长反应比例高于黄体期(P＜0.05)；恐惧面孔刺激下的长反应比例高于中性面孔(P＜0.05)；时距主效应显著,长反应比例在400～ 1600 ms范围内随时距增加呈增加趋势(均P＜0.01)；月经时相和时距的交互作用显著(P＜0.05).结论:女性在排卵期相对于其他时相表现出高估时间的倾向；与体验中性情绪相比,被试体验恐惧表情的时间知觉加长.
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精神科诊断的效度
本文首先强调了精神病理学涉及的两大基本哲学范畴—决定论与目的论.然后简述了界定临床疾病,特别是精神科疾病的临床要件,尤其是病程特点与缺陷的出现.进而论述当今精神科临床诊断中存在的问题,一是临床相的碎片化,以及不再强调具有诊断意义的症状需要有典型性这样的要求；二是诊断“快餐化”,随访不够以及证据不充分就进行长期干预等的影响.“字纸篓”诊断的产生和量表式追问的弊病.后,引申到不同学科可能达到的准确性和可预测性的讨论,回到决定论与目的论两个不同范畴下精神科实践的特点,科学性与艺术性兼备的特点,还提到生活质量,诊断效度与有用性的不同.
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强迫症患者与精神分裂症患者的执行功能
目的:比较强迫症和精神分裂症患者执行功能损害的特点.方法:本研究为横断面研究.研究对象为符合中国精神障碍分类与诊断标准第3版诊断标准的强迫症(n=29)和精神分裂症门诊患者(n=30),以及年龄和教育程度匹配的正常对照(n=30).所有被试接受威斯康星卡片、连线测验、河内塔测验、言语流畅性测验等神经心理学测验评定执行功能.结果:威斯康星卡片测验中,强迫症患者总操作时间短于精神分裂症患者(P＜0.05),与正常对照接近(P＞0.05)；完成归类数目多于精神分裂症患者(P＜0.05),与正常对照接近(P＞0.05)；错误应答数目少于精神分裂症患者(P＜0.05),与正常对照接近(P＞0.05)；完成第一分类所需的应答需要的卡片数目多于精神分裂症患者和正常对照(P＜0.05).连线测验中,强迫症患者在连线B的时间和错误数少于精神分裂症患者(均P ＜0.05),与正常对照接近(P＞0.05).河内塔测试中,强迫症患者的移动次数和出错次数与精神分裂症患者差异无统计学意义(均P＞0.05),但多于正常对照(均P＞0.05).结论:强迫症总体执行功能水平比精神分裂症水平高,但是概念理解能力差.
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老年抑郁症患者的非理性信念和应对方式
目的:探讨老年抑郁症患者非理性信念和应对方式的特点.方法:选取63名符合国际疾病和相关健康问题统计分类第十版(ICD-10)诊断标准的老年抑郁症门诊及住院患者,选取30名年龄、性别匹配的正常老年人作为对照.采用老年抑郁量表( GDS)、非理性信念量表(IBS)、简易应对方式问卷(SCSQ)对病例组和对照组在治疗前进行评定,病例组治疗6周后复评一次.结果:病例组治疗前IBS各分量表得分和SCSQ消极应对方式得分均高于对照组,治疗后得分降低(均P＜0.001),但仍高于对照组(均P ＜0.001)；病例组治疗前SCSQ积极应对方式得分低于对照组,治疗后得分增加(P ＜0.001),但仍低于对照组(P ＜0.001).治疗后GDS＜ 10的患者非理性信念水平高于对照组(P＜0.05),积极应对方式低于对照组(P ＜0.001),消极应对方式上差异无统计学意义(P＞0.05).病例组治疗前GDS得分与IBS中低挫折耐受、概括化评论得分呈正相关(P ＜0.001),与SCSQ积极应对得分呈负相关(P＜0.05).结论:老年抑郁症患者存在非理性信念及不良应对方式,临床工作中应给予必要的心理干预,有助于促进康复,减少抑郁复发.
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分离性焦虑障碍史与成年期精神疾病的关系(综述)
本文对早期分离性焦虑障碍史与成年期精神疾病两者关系的国外研究文献进行了综述.分析表明:分离性焦虑障碍史与成年期多种精神疾病之间存在关联,纵向研究结果支持分离性焦虑障碍史作为成年期焦虑障碍谱系及抑郁的风险因素,但其是否作为成年期心境恶劣、双相情感障碍、人格障碍、进食障碍的风险因素还需纵向研究的确认.此外,在儿童期,分离性焦虑障碍与性别认同障碍存在共患关系,可能对个体性心理发展产生影响.现有研究中存在的不足是,在检验分离性焦虑障碍史与成年期精神疾病两者关系时,未见有对遗传和环境变量的控制,也少见有对共病进行控制,而这类控制对确认其是否作为风险及风险大小是十分必要的.
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初中生认知情绪调节与人格关系
认知情绪调节是指个体为了处理与之相关的情绪唤醒性信息而采取的基于认知性的且能被个体意识到的情绪调节方法,个体面对特定情境时有意识目的的努力调节情绪的过程[1-2].目前,认知情绪调节研究主要集中于探讨认知性情绪调节的特征,及认知情绪调节与抑郁等负性主观情绪体验的相关方面[2-6].本研究探讨初中生认知情绪调节及其与人格之间的关系.
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智力内隐人格量表的修订及初步应用
目的:对Ziegler等编制的智力内隐人格量表(IPT)进行中文修订,并考察其信效度.方法:先由心理学专家对原量表进行翻译、审校和回译,确定IPT量表中文版符合量表原意.采用方便取样,选取北京、武汉和邯郸三地的454名11～17岁儿童,施测IPT量表中文版.间隔4周后,在小学受试中随机选取79人进行了重测.结果:IPT中文版保持原有12个条目,主成分分析抽取的稳定信念和可变信念两个维度与原量表相同,累计解释的方差为47.93％.总量表的内部一致性Cronbach α系数为0.79,重测信度为0.67；两个分量表的α系数为0.77和0.72,重测信度为0.66和0.62.结论:智力内隐人格量表中文版具有较好的信度和效度,可以用于中国儿童的有关研究.
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注意缺陷多动障碍儿童的工作记忆损害特征
目的:探讨注意缺陷多动障碍(ADHD)儿童工作记忆功能特征.方法:本研究为横断面研究.根据美国精神疾病诊断和统计手册第4版(DSM-IV),对符合ADHD诊断标准的未经治疗的100名门诊患儿及年龄、性别相匹配的100名正常儿童分别采用韦氏儿童智力测验量表中国修订本( C-WISC)及其中的顺背数字(反映言语存贮、加工)、倒背数字(反映言语存贮、加工、中央执行)、Corsi木块和空间n-Back任务(反映视空间存贮和中央执行)进行言语及空间工作记忆测试.结果:ADHD组儿童在顺背数字高位数及总得分、倒背数字高位数及总得分、Corsi木块多木块数及总得分均低于对照组儿童,空间2-Back任务反应时短于对照组儿童(均P ＜0.05).结论:ADHD儿童存在工作记忆功能缺陷,此缺陷涉及言语环路、视空间存贮系统及中央执行.
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汉语发展性阅读障碍儿童的快速命名与正字法加工技能
目的:探查汉语发展性阅读障碍儿童快速命名和正字法加工的特点.方法:运用小学生识字量评价量表和标准瑞文智力测试,从171名小学二至四年级学生中选出20名发展性阅读障碍(DD)儿童、22名同年龄对照组(CA)儿童、18名同阅读水平对照组(RL)儿童.三组儿童进行数字、图片快速命名,和正字法加工技能测试,即真字、假字、非字判断任务,记录反应时和错误率.结果:DD组在数字、图片快速命名上的反应时均长于CA组(均P＜0.01),图片命名的反应时与RL组差异无统计学意义(P＞0.05),而数字命名反应时短于RL组(P＜0.05).DD组和RL组均表现出拒绝假字的时间长于拒绝非字(均P＜0.05),而CA组儿童此效应无统计学意义(P＞0.05).结论:本研究提示汉语阅读障碍儿童存在数字快速命名缺陷,其图片快速命名速度落后,与其阅读水平表现一致.本样本中的发展性阅读障碍儿童表现出明显的正字法效应,即能很好地判断假字和非字.
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儿童佛罗里达强迫问卷的修订
目的:修订儿童佛罗里达强迫问卷(C-FOCI)并检验其信度和效度.方法:采用方便取样.选取小学四年级到高中三年级学生共4293名(年龄8～18岁)组成学校样本组；收集同期在中国医科大学盛京医院心理门诊就诊,按美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)标准诊断为强迫障碍的儿童40人(年龄9 ～18岁)组成强迫障碍组.所有样本完成C-FOCI,莱顿强迫问卷(儿童版)(LOI-CV)、儿童焦虑性情绪障碍筛查表(SCARED)、儿童抑郁量表(CDI).利用学校样本进行内部一致性检验、探索性因素分析.利用学校样本分析C-FOCI和LOI-CV、SCARED、CDI的相关性,以检验平行效度.间隔4周后,79名在校高一学生再次完成C-FOCI以检验重测信度.利用所有样本制定C-FOCI的划界分.结果:C-FOCI分为症状清单和严重度量表两部分.强迫障碍组所有量表得分均高于学校样本组(P＜0.001).C-FOCI症状清单包括17个条目,Cronbach α系数为0.81,重测信度0.70；C-FOCI严重度量表包括5个条目,Cronbach α系数为0.85,重测信度0.65,P＜0.001.对症状清单进行探索性因子分析析出4个因子,可解释总变异的45.8％.C-FOCI症状清单得分和严重度量表得分均与LOI-CV、SCARED、CDI得分呈正相关(r=0.34 ～0.55,均P＜0.001).症状清单对强迫障碍儿童的诊断划界分为7分,灵敏度为67.5％,特异度为73.3％；严重度量表的诊断划界分为7分,灵敏度为90.0％,特异度为77.3％.结论:修订的儿童佛罗里达强迫问卷具有良好的信度和效度,可用于我国儿童强迫症状及严重程度的评估.
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广州市城乡居民的心理健康知识知晓率及对精神疾病的态度
目的:了解广州市城乡居民心理健康知识现状及对精神疾病的态度.方法:采用分层整群随机抽样方法,于2010年9月-11月间抽取广州市1023位15岁及以上城市居民和1089位农村居民,采用心理健康知识知晓率问卷和对精神疾病态度问卷进行调查,实际调查市民878名,农民800名.比较市民与农民样本的心理健康知识知晓率及对精神疾病的态度,分析问卷得分的相关因素.结果:本次调查中,市民样本心理健康知识回答正确率为64.1％,农民样本为60.2％.市民样本知识问卷的答题正确率及得分高于农民样本(均P＜0.01),态度问卷的得分低于农民样本(P＞0.01).总样本教育年限、职业和态度问卷得分与知识问卷得分相关；教育年限长、职业为专业技术人员者知识问卷得分高(β=0.17、0.12,均P＜0.001)；职业为无业、态度问卷得分高者知识问卷得分低(β=-0.06、-0.09,均P＜0.01).教育年限、职业和知识问卷得分与态度问卷得分相关,教育年限长,职业为农民、学生或家庭妇女者态度问卷得分高(β=0.06、0.24、0.09,均P＜0.05),职业为工人、知识问卷得分高者态度问卷得分低(β=-0.07、-0.09,均P＜0.01).结论:广州市城乡居民心理健康知识知晓率均达到国家精神卫生规划的要求.城乡居民心理健康知识的知晓率存在差异,城市略高于农村；与城市居民相比,农村居民对精神疾病的态度更包容.
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社会心理干预对自杀未遂者的效果
目的:对自杀未遂者实施社会心理干预,促进自杀干预工作的开展.方法:采用方便取样的方法,将某农村地区综合医院急诊室救治的115例自杀未遂者纳入研究.采用WHO健康量表、情绪稳定性量表、BECK抑郁自评量表等对115例被试评估后,将其随机分为干预组(n=58)和对照组(n=57).对干预组实施心理社会干预,包括在院时针对自杀预防的健康教育和出院后18个月内的7次入户随访干预,而对照组仅在住院时给予必要的情绪舒缓.出院后18个月时采用人组时的测查工具,加上生活质量量表、目前感觉状态自我评价量表、应付方式问卷、社会支持量表对两组再次进行评估并比较.结果:出院后18个月内,干预组中1例自杀未遂,对照组中4例出现自杀行为(自杀未遂2例,自杀死亡2例),两组间比较差异无统计学意义(P＞0.05).出院后18个月时,干预组WHO健康量表得分增值高于对照组(P＜0.05),两组在Beck抑郁量表、情绪稳定性量表减少分值差异无统计学意义(P＞0.05).干预组出院18个月时的自我感觉评价得分,应对方式量表中的解决问题得分,社会支持量表中的主观支持、客观支持、支持总分均高于对照组(均P＜0.05),而自责得分低于对照组(均P＜0.05).结论:本研究提示对农村自杀未遂者实施社会心理干预能够一定程度上改善其精神心理活动状况,降低绝望感,从而降低再自杀行为发生风险.
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我国大陆地区六部地方性精神卫生条例内容的评估
目的:了解我国大陆地区地方性精神卫生条例在内容上的不足,为精神卫生立法提供建议.方法:采用专题讨论的方法,对我国大陆地区六部地方精神卫生条例按照《世界卫生组织有关精神卫生立法的检查清单》进行评价.结果:按照世界卫生组织立法检查清单,六部地方性精神卫生条例彼此之间相差不大,六部地方性精神卫生条例在自愿入院、自愿治疗、非自愿入院、非自愿治疗、社区中的非自愿治疗、特殊治疗、监督调查机制、犯罪的精神障碍患者的处理、保护弱势群体、保护精神障碍患者的就业、住房权利、社会保障等方面的具体规定较少.结论:我国精神卫生立法需要在对非自愿就医的标准、批准机构、复核机构、实施步骤、期限等方面做出明确的规定；需要规定切实可行的审查、监督机制及司法救济途径；需要对精神障碍患者的就业、住房权利和社会保障制订具体的规定或实施细则.
| 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 |
