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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二维自尊量表修订版在中学生群体中的信效度检验
目的:对二维自尊量表修订版(SLCS-R)在中学生群体中进行信效度检验,为研究中学生自尊提供可靠有效的测量工具.方法:通过4次抽样,初测调查561人进行SLCS-R条目初步修改；再测调查779人进行探索性因素分析形成正式中文SLCS-R量表；正式调查1862人,一部分被试完成SLCS-R和罗森博格自尊量表(RSES)、容纳他人量表(AOS)、一般自我效能感量表(GSES)来考核聚会效度与区分效度,另两组被试除完成SLCS-R外,分别完成考试焦虑量表(FAT)或生活满意度量表(LSA)来考核效标效度.此外,抽取其中271人进行验证性因素分析,111人在4周后进行重测.结果:中文版SLCS-R分为自我悦纳和自我能力两个维度,每维度8个条目.总量表和分量表的α系数在0.75～0.85之间；4周重测组内相关系数在0.73～0.80之间；考虑方法学效应后的主要适配度指标x2/df=1.37,GFI=0.95,CFI=0.97,RMSEA=0.04;SLCS-R与RSES的相关为0.67,与AOS的相关为0.37,与GSES的相关为0.51,与FAT的相关为-0.50,与LSA的相关为0.48(均P＜0.01).结论:二维自尊量表具有较好的信效度,是测量中学生自尊的适宜工具.
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农村青少年的多重侵害与情绪行为问题:执行功能、心理弹性的中介作用
目的:探讨农村青少年多重侵害与情绪行为问题的关系,以及执行功能在两者关系中的中介作用和心理弹性在两者关系中的调节作用.方法:本研究样本来自山东省农村青少年逆境现状研究,共纳入816名11 ～18岁农村青少年.用青少年侵害问卷自评版(JVQ)测评过去1年内多重侵害的种类,用长处和困难问卷(SDQ)评估情绪/行为问题,并测查执行功能行为评定量表自评版(BRIEF-SR)和心理弹性量表(RS).JVQ总分≥5分表示存在多重侵害.结果:根据JVQ总分,多重侵害组90人,非多重侵害组726人.多重侵害组在BRIEF总分、SDQ总分上均高于非多重侵害组(均P＜0.01),而在RS总分上低于非多重侵害组(P＜0.01).SDQ总分与JVQ总分、BRIEF总分呈正相关(r=0.23、0.45;均P＜0.01),JVQ总分与BRIEF总分呈正相关(r=0.25,P＜0.01),BRIEF总分与RS总分呈负相关(r=-0.26,P＜0.01).执行功能部分中介了多重侵害与青少年情绪行为问题的关系,使多重侵害对SDQ的主效应减小(由β=0.17下降到β=0.11,均P＜0.01).多重侵害与心理弹性的交互作用不显著(β=0.02,P＞0.05).结论:遭受多重侵害的农村青少年更容易存在情绪行为问题和执行功能、心理弹性的损害.执行功能在多重侵害与青少年情绪行为问题关系中起到部分中介作用,尚未发现心理弹性在多重侵害与情绪行为问题关系中的调节作用.
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大学生网络交往问卷的初步编制及信效度检验
目的:编制大学生网络交往问卷(IIQUS),用来测量大学生的网络交往行为,并检验其信效度.方法:选取296名大学生进行预测调查,进行项目分析及探索性因素分析；另外抽取711名大学生进行正式问卷调查,用于进行验证性因素分析及考察同质性信度和结构效度.以网络成瘾类型问卷中的网络关系成瘾维度为效标.结果:大学生网络交往问卷共有26题,包括网络社交自我知觉、网络自我表露、网络人际关系以及网络交往依赖4个因子,解释了总方差的47.8％.问卷具有良好的结构效度(x2/df=6.61,CFI=0.95,IFI=0.95,RMSEA=0.08),网络人际关系成瘾得分与网络交往依赖得分正相关(r=0.56,P＜0.01).总量表和4个因子的Cronbach α系数为0.78 ～0.90,重测信度为0.70 ～0.88.结论:本研究编制的大学生网络交往问卷具有较好的信效度,能用来测量大学生的网络交往行为.
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强迫症与5-羟色胺转运体基因多态性遗传关联病例对照研究的meta分析
目的:用对病例对照研究的数据作meta分析的方法,综合评价强迫症与5-羟色胺(5-HT)转运体基因的启动子区域(5-HTTLPR)和第二内含子多态性(5-HTTVNTR)的关系,为强迫症的遗传背景提供进一步证据.方法:检索MEDLINE、EMBASE、PubMed、CNKI、万方等数据库,收集强迫症与5-HTTLPR基因多态性及5-HTTVNTR基因多态性相关性的病例对照研究,并以OR值为效应指标,基因型在对照群体中的分布均符合Hardy-Weinberg遗传平衡定律,应用CMA2.0软件对各项数据进行统计分析.结果:符合纳入标准的有23篇文献.结果显示,就强迫症与5 - HTTLPR多态性相关性而言,亚洲人群中,L等位基因较S等位基因(OR=1.27,95％ CI=1.05～1.52)、LL基因型较LS+ SS基因型(OR=1.78,95％ CI=1.15～2.74)在强迫症患者中的分布频率高于对照组；高加索人群中,SS基因型较LS+ LL基因型在强迫症患者中的分布频率高于对照组(OR=1.21,95％ CI 1.02～1.44).就强迫症与5- HTTVNTR多态性相关性而言,高加索人群中10/10基因型较10/12+ 12/12基因型(OR =0.41,95％ CI=0.24～0.71)在强迫症患者中的分布频率低于对照组.结论:现有研究证据提示强迫症与5-HTT基因存在关联,并且在不同种族存在差异.在亚洲人群中5-HTTLPR多态性的L等位基因以及基因型LL可能是强迫症的危险因素,SS基因型是保护因素；在高加索人群中5-HTTLPR多态性的SS基因型则可能是危险因素,5-HTTVNTR基因多态性的10/10基因型是保护因素.
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焦虑及抑郁自评量表的临床效度
目的:了解焦虑自评量表(SAS)和自评抑郁量表(SDS)对非精神病性障碍的门诊患者与无精神障碍的陪伴者的区分效度,以及自评量表等级与医生采用常用工具得出症状严重程度的一致性.方法:在精神科门诊收集非精神病性障碍的初诊患者67例(病例组,其中神经症组42例,抑郁组25例),陪伴患者就诊的无精神障碍亲属29例(对照组),诊断由精神科医生按国际疾病和相关健康问题分类第10版(ICD-10)标准做出.对照组按照简明国际神经精神访谈(M.I.N.I.)结果除外存在精神障碍.然后请患者及对照组家属独立填写SAS和SDS,并由另一位精神科医生采用汉密顿焦虑量表(HAMA)和抑郁量表(HAMD)评定患者的症状程度.结果:病例组SAS及SDS得分均高于对照组[(41.5±9.0)vs.(33.6±6.7)；(46.5±10.3) vs.(35.9±9.7)；均P＜0.001].SAS与SDS的ROC工作曲线下面积均＜0.7；采用40分为划界值,敏感度和特异度均不理想(如SAS敏感度仅为57％；SDS特异度只有36％).若抽取其中更敏感的8个条目,可以使ROC工作曲线下面积达到0.8以上.无论是神经症组还是抑郁组,SAS等级与医生用HAMA得出的严重程度、SDS等级与用HAMD得出的症状程度,一致性不高,Kappa均为0.3左右.结论:采用SAS和SDS区分非精神病性障碍就诊者和一般陪诊家属效度不好,若用于筛查目的,可以从中抽取敏感性更强的条目组合为更简便的工具.自评量表得出的程度不能直接等同于医生评定的临床症状严重程度,若用于标定临床症状程度,需要调整界值.
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扎根理论程序化版本在心理咨询培训研究中的应用
国内心理咨询培训领域的研究处于刚刚起步阶段,迫切需要科学化、多元化的研究方法.本文对扎根理论程序化版本的研究方法和操作程序进行介绍.通过回顾该版本在心理咨询培训研究中的应用,采取具体描述和实例分析的方法介绍扎根理论程序化版本的研究取样、资料收集、资料分析、理论生成与检验和研究结果呈现的步骤.该版本结构清晰、步骤严谨、易于操作、适用广泛,但这样的特点也可能限制资料中的规律自然涌现.
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婚姻暴力的干预:婚姻治疗是否有一席之地?
婚姻暴力逐渐成为严重的公共健康问题.受女性主义观点的影响,美国对婚姻暴力采取施暴者与受暴者分开的双轨制干预模式,限制了婚姻治疗的使用.经过几十年来相关领域学者的努力,一些新数据报告使得我们有必要调整对婚姻暴力的认识与干预的方式.本文介绍了婚姻暴力的定义、施暴者的类型、婚姻暴力干预的现况、施暴者的标准治疗程序、婚姻暴力干预模式的效果,以及实施婚姻治疗的优势.作者建议尚未法定施暴者标准治疗程序的社会,应将婚姻治疗纳入更大的干预模式中,优先对有意愿共同生活、改善关系的轻型暴力夫妻施行婚姻治疗,积累实践经验并实验设计成效研究,以制定更合乎婚姻暴力受暴者及施暴者需求的政策.
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成长小组活动对改善大学生羞怯症状的效果
目的:探讨成长活动对大学生羞怯症状的干预效果.方法:以张贴海报的形式在某大学招募小组成员,用大学生羞怯量表(CSSS)筛选出羞怯大学生12名,进行为期7周,每周1次,每次2小时的成长小组活动,后保留有效小组成员8人,分别于小组活动刚结束及结束3个月后,对小组成员施测CSSS.另外,选取小组成员的同班同学共85人为对照组,在小组活动结束3个月后,对照组完成CSSS.结果:小组成员在活动刚结束时的CSSS得分低于活动前(P＜0.05),而活动结束3个月后的CSSS得分低于活动刚结束时(P＜0.05).小组成员在活动结束3个月后的CSSS得分低于对照组(P＜0.05).小组活动结束后,小组成员从自我意识、克服羞怯的主动性、克服羞怯的技巧和克服羞怯的信念4个方面对小组活动的效果作出了较为积极的评价.结论:本研究提示,成长小组活动是改善大学生羞怯症状的有效方式.
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南昌市小学教师慢性疲劳综合征及相关因素
目的:了解南昌市小学教师慢性疲劳综合征(CFS)的流行现状和分布特征,探索CFS的相关因素.方法:采用分层抽样方法,选取南昌市10所小学共934名教师,获取有效问卷893份,其中＜30岁341人、30 ～ 39岁333人、40～49岁135人、≥50岁84人.根据美国疾病控制中心1994修订的CFS诊断标准中规定的9个症状,设计了9个条目的CFS自评表,先用自编一般情况调查表、CFS相关因素调查表及CFS自评表进行调查,再由南昌大学心身医学科医生对可疑CFS者进行逐一回访以明确诊断.结果:CFS的检出率为12.9％ (95％ CI:10.68％～15.07％),4个年龄段的CFS检出率分别为8.8％、15.0％、14.1％、19.0％(x2=7.37,P＜0.05)；不同性别之间检出率差异无统计学意义.多因素logistic回归分析提示,年龄≥50岁(OR =2.44)、与学生家长关系紧张(OR=6.36)是CFS的主要危险因素,而对目前工作环境满意(OR =0.64)、经常参加娱乐活动(OR =0.15)、遇到烦恼时向他人求助(OR=0.73)是CFS的保护因素.结论:本研究提示,小学教师中慢性疲劳综合征的检出比率较高,并有随年龄增加而上升的趋势,改善与学生家长关系和工作环境、适度参加娱乐活动、及时释放烦恼可能有助于预防CFS的发生.
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老年期孤独感的流行病学研究(综述)
本文采用系统综述的方法,从孤独感的概念和分类、测量工具、老年人孤独感的发生率及在不同社会人口学特征个体中的分布、老年人孤独感的相关因素等角度,描述分析了老年期孤独感研究的现况,提出下一阶段研究应发展文化敏感性的孤独感测量工具,为今后据此制定旨在降低老年人孤独感的社区/个体干预措施提供科学依据.
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积极和消极情绪状态下大学生加工情绪图片的眼动特征
目的:探讨不同主体情绪状态下,个体对情绪图片加工的眼动特点.方法:选取35名大学生为被试,采用2(主体情绪状态:积极、消极)×2(图片情绪模式:积极、消极)的两因素被试内设计.通过情绪视频诱发被试的积极和消极情绪,使用ASL504型眼动仪记录被试观看不同情绪图片(积极、消极各4张,选自中国情绪图片系统)的眼动情况,眼动分析指标包括总注视时间、平均注视时间、注视次数、瞳孔直径、凝视次数.结果:被试在积极情绪比消极情绪时的平均注视时间长[ (0.51 ±0.13)s vs.(0.46±0.11)s；P＜0.01]、瞳孔直径小[(4.7±0.8) mmvs.(5.2±0.9) mm；P＜0.001]、注视次数少[ (27.3±6.2) vs.(30.0±8.0),P＜0.05],观看积极图片较消极图片的总注视时间长[(14.7±3.1)s vs.(12.5±3.9)s；P＜0.01],平均注视时间长[(0.51±0.14) s vs.(0.46±0.10)s；P＜0.01],凝视次数多[(844.4±114.1) vs.(806.9±207.6)；P＜0.001],瞳孔直径小[(4.4±0.6)mmvs.(5.4±0.8)mm；P＜0.001].在瞳孔直径、总注视时间、凝视次数三个指标上,主体情绪状态和图片情绪模式对图片信息加工产生交互影响.结论:个体处于积极和消极情绪状态下观看情绪图片的眼动模式不同,且主体情绪状态与图片情绪模式对图片加工具有协同作用,这在眼动指标上得到了表达.
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36小时完全睡眠剥夺对青年的客体和自我心理旋转能力的影响:事件相关电位研究
目的:探讨36 h完全睡眠剥夺(total sleep deprivation,TSD)对青年人客体和自我旋转能力影响的差异.方法:对12名健康青年军人,在36 h TSD前后进行客体和自我心理旋转任务时进行事件相关电位测定,测量P500的潜伏期、波幅.结果:在客体旋转方面,与TSD前相比,TSD 36 h正像波幅差异不显著(P＞0.05),镜像波幅[ (6.2±2.4)μV vs.(7.1±2.6)μV]降低,正像[(475.1±24.4) msvs.(463.4±24.2)ms]与镜像潜伏期[(486.3±23.1)ms vs.(475.4±22.4) ms]均延迟(P＜0.05).在自我旋转方面,与TSD前相比,TSD 36 h左手[(5.2±2.4)μV vs.(7.6±2.5)μV]、右手[(5.6±2.3)μV vs.(7.7±2.2)μV]波幅均降低(P＜0.05),左手[ (533.8±36.1) ms vs. (503.7 ±29.4)ms]、右手[(522.6±35.3) ms vs.(501.4±34.1) ms]潜伏期均延迟(P＜0.05).与TSD前相比,TSD36 h客体旋转潜伏期延迟值、波幅降低值均低于自我旋转(P＜0.05).结论:36h完全睡眠剥夺可能会损害青年军人的心理旋转能力,对客体旋转能力的损伤程度小于自我旋转.提示在从事需睡眠剥夺的作业任务时,需在剥夺时间加以控制和在任务类型上加以区分.
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估算任务诱发心理应激反应有效性的行为学检验
目的:从行为学角度检验估算任务诱发心理应激反应的有效性.方法:选取14名大学生完成估算任务.共5个阶段:基线水平1(注视随机呈现的数字)、对照条件(无社会评价性威胁情境下完成简单算术作业)、应激条件(社会评价性威胁情境下完成困难算术作业)、基线水平2(注视随机呈现的数字)和休息阶段(无任务),各10 min.记录应激条件与对照条件下被试完成算术作业的反应时和正确率；用主观应激报告(5点量表)测查应激水平,用主观焦虑报告(7点量表)测查焦虑水平,从而反映主观应激；测查唾液皮质醇水平作为客观应激指标.结果:与应激条件相比,对照条件下的反应时较短[ (938.7±156.7) ms vs.(1916.5±166.5) ms,P＜0.001],正确率较高[(0.98±0.02) vs.(0.56±0.05),P＜0.001].应激条件结束后(第30分钟)的主观应激报告得分高于基线水平1开始前(第0分钟)、基线水平1结束后(第10分钟)、对照条件结束后(第20分钟)、基线水平2结束后(第40分钟)及休息阶段结束后(第50分钟)[(3.3±0.8)vs.(2.6±0.8),(2.4±0.6),(2.6±0.9),(2.5±0.8),(1.4 0.5),均P＜0.01].应激条件结束后(第30分钟)的主观焦虑报告得分高于基线水平1结束后(第10分钟)、对照条件结束后(第20分钟)、基线水平2结束后(第40分钟)和休息条件结束后(第50分钟)[(3.8±1.5)vs.(2.9±1.2),(2.9±1.4),(2.9±1.2),(1.4±0.5),均P＜0.05].基线水平1开始前(第0分钟)的唾液皮质醇水平低于休息条件结束后(第50分钟) [ (24.6±11.5) vs.(40.3±28.7),P＜0.05],应激条件结束后(第30分钟)唾液皮质醇水平呈现出明显的上升趋势.唾液皮质醇的变化与应激条件下的反应时、正确率、应激条件结束后(第30分钟)的主观应激、主观焦虑的相关性均无统计学意义(r=-0.43～0.36,均P＞0.05).结论:估算任务成功地诱发了被试的躯体及心理应激反应,可作为心理应激的新范式.
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高社交焦虑个体对正性面孔的解释偏差
目的:考察高社交焦虑个体是否对正性面孔存在主观解释偏差,探索其对正性社交信息的解释方式,以帮助理解社交焦虑个体对正性刺激的认知加工模式.方法:研究为单因素设计,以被试社交焦虑水平为组间变量.采用社会交往焦虑量表(SIAS),从60名学生中筛选出得分高的前27％和低的后27％,分别为高、低社交焦虑组.以正性情绪面孔为材料,给出其在特定社交背景下可能的正性、中性和负性解释,每种解释为一个独立的评分维度.通过自陈报告的方法,要求高、低社交焦虑组被试就想到某一解释的可能性大小进行评分；随后再根据自身对每种解释的相信程度,对三者进行排序.结果:评分结果表明,相比于低社交焦虑个体,高社交焦虑个体更不容易想到对正性面孔的正性解释(P ＜0.001),而更容易想到负性解释(P＜0.001)；排序结果表明,高社交焦虑个体更不相信对正性面孔的正性解释(P＜0.001).结论:高社交焦虑个体对正性面孔存在解释偏差；他们不仅无法充分理解正性面孔的积极含义,还更倾向于直接对正性面孔做出负性解释,两者都可能导致社交焦虑症状的维持.
| 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 |
