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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大学生对网络心理咨询的态度及与人格、网络自我效能感的关系
目的:探讨大学生网络心理咨询态度的基本特点及与人格、网络自我效能感之间的关系,为改善大学生网络心理咨询态度,提高其网络心理咨询行为提供有益参考.方法:在2所高校大一至大四学生中选取有心理咨询经历者310人(其中面对面心理咨询经历者32人,无面对面经历者278人).选用网络心理咨询态度问卷(OCAS,包含网络心理咨询的评价和网络心理咨询的不适感两个维度)、中国人人格量表(QZPS)及大学生网络自我效能感问卷测查.结果:大学生网络心理咨询的评价得分较高,网络心理咨询的不适感得分较低.有面对面心理咨询经历者网络心理咨询的不适感得分低于无面对面心理咨询经历者[(12.9±2.6)vs.(14.0±2.8),P＜0.05].大一学生网络心理咨询的评价得分低于其他3个年级学生[(17.8±3.0)vs.(18.7±2.6),(19.0±2.2),(19.1±1.7);均P＜0.05],大一、大二学生网络心理咨询的不适感得分高于大三学生[(14.4±3.1),(14.2±2.5) vs.(13.3±2.8);均P＜0.05].QZPS的外向性、善良、才干、情绪性和处世态度得分及大学生网络自我效能感问卷的网络能力感、行为努力感得分均与网络心理咨询的评价得分呈正相关(r=0.11～0.29;均P＜0.05);网络心理咨询的不适感得分与QZPS的外向性、处世态度得分呈负相关(r=-0.21、-0.16,均P＜0.05),而与才干得分呈正相关(r=0.13,P＜0.05).结论:大学生对网络心理咨询有较积极的态度,外向性低、高才干的个体对网络心理咨询的接纳性可能更低;大学生网络心理咨询态度可能与其人格特征、网络自我效能感有关.
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护士的积极率和主观幸福感
积极率(positivity ratio)是积极情绪和消极情绪的配比[1].已有研究表明:与单一用积极或消极情绪作为评价指标相比,积极率能更全面和生态地反映出个体是衰落失败还是欣欣向荣.Fredrick-son提出,个体要真正幸福,其积极率大约为3∶1,而生活中大多数人的积极率约为2∶1,抑郁症患者则不到1∶1 [2]132-136.Shrira等研究表明积极率和处于压力下的佳功能呈曲线关系[3].本研究探讨护士积极率和主观幸福感的关系.
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婚姻中严重躯体暴力行为的个人-家庭-社会因素
目的:探讨婚姻关系中严重躯体暴力行为的个人-家庭-社会综合因素,为家庭暴力的预警和干预提供理论依据.方法:在陕西咸阳选取93名施暴者和92名无暴力者,采用自编调查表、冲突策略量表简版(CTS-2)、儿童期虐待问卷(CTQ)、酒精使用障碍筛查量表(AUDIT)和人格障碍诊断问卷第四版(PDQ-4+)评定婚姻关系中严重躯体暴力行为的个人因素(年龄、受教育程度、工作情况、是否酗酒、是否违法乱纪、人格障碍诊断情况)、家庭因素(儿童期虐待、是否目睹父母动手、夫妻权力分配、是否有经济压力)和社会因素(伴侣角色认知、对家庭暴力的认知).结果:施暴组酗酒、违法乱纪、人格障碍诊断高分者的比例均高于无暴力组(22.6％ vs.6.5％、12.9％ vs.4.3％、65.6％ vs.45.7％,均P＜0.05);施暴组CTQ的情感虐待、身体虐待得分均高于无暴力组[(8.3±2.3)vs.(6.5±2.2)、(7.7±3.0) vs.(6.0±2.3),均P＜0.05],目睹父母动手、夫妻一方专权、有经济压力比例均高于无暴力组(78.5％ vs.44.5％、57.0％ vs.15.2％、44.1％ vs.20.7％,均P＜0.05);施暴组伴侣角色认知、对家庭暴力认知的得分均高于无暴力组[(19.9±7.2) vs.(15.8±4.8),(15.8±6.9) vs.(13.2±3.9),均P＜0.05].Logistic多因素回归分析发现,有目睹父母动手、酗酒、违法乱纪、经济压力、夫妻一方专权、人格障碍诊断高分、伴侣角色认知高分、情感虐待高分情况的个体,发生严重躯体暴力行为的可能性更高(OR=1.30～16.19).结论:本研究提示,严重躯体暴力行为与个人特点、家庭环境和社会性认知的各层面综合因素相关.
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青少年时间管理倾向量表的信度概化分析
目的:对2001～2012年国内发表的有关青少年时间管理倾向量表(ATMD)的研究文献进行信度概化分析,为ATMD使用者提供代表性的信度水平及变异性方面的参考.方法:在《中国期刊网》检索到以ATMD为测量工具公开发表的文献208篇,对终符合筛选标准的18篇文献进行信度概化分析,对ATMD的3个分量表(时间价值感、时间监控观、时间效能感)信度系数的报告情况、信度水平及其变异性进行描述性分析;以样本量、量表分数均值作为预测变量建立回归方程,探讨ATMD信度系数的相关因素.结果:91.4％的文献在使用ATMD时忽视或不报告当前研究中信度系数,仅8.6％的文献报告了当前研究中的信度系数或范围;时间价值感分量表信度系数的均值低((x)=0.73),时间监控观分量表信度系数的均值高((x)=0.83),时间效能感分量表信度系数的变异程度(s=0.07)较前两者略大.多元逐步回归分析表明,样本量与ATMD各分量表的信度系数均相关(β=0.60,0.59,0.68,P＜0.01);年龄标准差与时间监控观分量表的信度系数相关(β=-0.45,P＜0.01).结论:国内研究者使用ATMD时存在比较严重的“信度引入”现象.信度系数是测验结果的属性,其大小受到样本量等被试特征的影响.提示,研究者们在使用心理测验时,应当报告其当前研究中的信度结果.
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护士的职业倦怠与抑郁焦虑情绪
研究显示,护士是职业倦怠的高发人群[1-2].本研究分析护士职业倦怠与抑郁焦虑情绪的关系,以期为护士职业倦怠的干预和心理健康状况的改善起到指导作用.1 对象与方法1.1对象于2011年3月至10月选取茂名石化医院、大庆龙南医院和胜利油田胜利医院3所医院的全体护士进行调查.共发放问卷903份,收回有效问卷834份.
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中文版严重损害量表评估老年痴呆患者认知损害程度的信效度
目的:检验中文版严重损害量表(SIB)评估老年痴呆患者认知损害程度的信效度.方法:对115例符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)诊断标准各类型痴呆的住院患者和30例健康老年对照进行SIB评定.对患者评定简易智力状态量表(MMSE)、总体衰退量表(GDS)、日常生活功能量表(ADL),以检验其校标效度和区分效度.其中,30例患者间隔1～8d重复评定SIB,检验量表的重测信度;10例患者由5名测评员联合评定SIB,检验量表的评定者间一致性信度.结果:SIB各因子评定者间一致性(ICC)为0.92 ～1.00,总分ICC为1.00(均P＜0.01);各因子重测信度为0.77 ～0.91,总分重测信度为0.96(均P＜0.01);各因子内部一致性Cronbach α系数为0.65 ～ 0.95,总分为0.98.SIB与MMSE、ADL、GDS的相关系数分别为0.93、-0.70、-0.89(均P＜0.01).SIB得分,对照组高于轻-中度痴呆组,GDS 5级(重度认知功能减退)痴呆组高于GDS 6级(严重认知减退)组,GDS 6级组高于GDS 7级(极严重度认知减退)组(均P＜0.005),MMSE 0 ～5分痴呆组低于6～11分痴呆组(P＜0.0083).探索性因子分析共获得认知功能、对外界的刺激反应2个公因子,对方差的累计贡献率为73.08％,各条目在相应公因子上的因子负荷为0.69 ～0.91.结论:中文版SIB的信效度符合量表测量学的要求,适用于评估GDS 5和6级,MMSE得分低于11分的痴呆患者的认知功能水平.
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喹硫平和氟哌啶醇治疗精神分裂症急性期兴奋激越的多中心随机对照研究
目的:评价喹硫平治疗中国精神分裂症患者急性期兴奋激越的疗效和安全性.方法:本研究为多中心随机对照研究.选取80例符合国际疾病与相关健康问题分类第十版(ICD-10)精神分裂症诊断标准并处于急性兴奋激越状态的患者,按1∶1随机分为喹硫平组(n=40)和氟哌啶醇组(n=40),接受28天的喹硫平或氟哌啶醇治疗.入组时和治疗第1、3、7、10、14、28天进行临床评估,采用阳性与阴性症状量表(PANSS)和总体印象量表中的疾病严重程度(CGI-SI)评估临床症状,并采用PANSS兴奋因子(PANSS-EC)的减分值以及起效时间(PANSS-EC减分率达20％的时间)为主要疗效指标,Simpson-Angus类帕金森综合征量表(SAS)评定锥体外系不良反应.每次临床评估时记录生命体征和服药情况,基线和治疗第28天进行体格检查及血、尿、血生化常规,血清催乳素,心电图等实验室检查.结果:治疗第28天,喹硫平组剂量为(672.9±88.3)mg,氟哌啶醇组剂量为(11.5±3.2)mg.喹硫平组和氟哌啶醇组PANSS-EC评分随着治疗时间的延长逐渐降低,治疗第1天两组均12.5％起效,治疗第7天起效率分别达到82.5％和75.0％.治疗第28天,两组PANSS、CGI-SI量表得分差异无统计学意义,喹硫平组的不良事件发生率(40.0％ vs.87.5％)、SAS评分[(0.2±0.8)vs.(1.5±2.2)]和泌乳素水平[(375.0±388.2) μIU/mL vs.(1526.5 ±1300.6) μIU/mL]均低于氟哌啶醇组(均P＜0.05).喹硫平组的心电图QT间期治疗前后无明显变化,氟哌啶醇组则从(351.8 ±46.1) ms增加至(374.3±27.5) ms(P＜0.05).结论:喹硫平单药治疗精神分裂症急性期兴奋激越症状起效快速、疗效充分,安全性高、耐受性好.
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“指令执行”检查在司法精神病鉴定中对伪装精神病的识别
目的:探讨“指令执行”检查方法在司法精神病鉴定工作中对被鉴定人伪装精神病的识别作用.方法:对306例接受司法精神病鉴定者进行指令执行检查,以临床综合评判结果为金标准,比较指令执行检查和二项必选检查对伪装精神病的识别作用.结果:指令执行检查对伪装精神病的诊断率与金标准差异无统计学意义(35.0％ vs.33.7％,P＞0.05),指令执行检查的敏感性(42.7％ vs.53.4％)、漏诊率(57.3％ vs.46.6％)与二项必选检查差异无统计学意义(均P＞0.05),特异性高于二项必选检查(69.0％ vs.43.8％,P＜0.01),误诊率低于二项必选检查(31.0％ vs.56.2％.P ＜0.01).经logistic回归分析,指令执行检查中的第三项即“伸手摸脉”对诊断伪装的意义明显突出(β=0.68,P＜0.001).结论:指令执行检查在司法精神病鉴定中可以作为一种识别伪装精神病的方法使用.
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保定市2010年精神卫生指标调查
2011年初,我们根据卫生部《精神卫生工作指标调查评估方案》[1](以下简称《评估方案》),对保定市《中国精神卫生工作规划(2002-2010年)》[2](以下简称《规划》)部分指标的落实情况进行了调查.1 对象与方法1.1对象1.1.1普通人群在年龄为≥15岁人群抽样.按照城市城区和农村人口所占行政区划人口的比例确定城市样本量和农村样本量,城市样本量为400人,农村样本量为1 100人.确定保定市3个区为城市样本,5个县为农村样本.以居委会作为基本抽样单位,抽样方法为家庭人户调查,每个家庭随机抽取1人.农村以乡镇为单位,把每个县所有乡镇按人口数排列,抽取1至2个所辖乡镇,再对所辖的行政村按人口数排列,抽取1至3个行政村,共抽取10个村.以村委会为中心,按照不同方向逐户登记,家庭抽取1人进行调查.
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高求助意愿者的心理求助行为
目的:探究高求助意愿者的心理求助行为的相关因素,以促进有积极求助意愿但未采取行动大学生的求助行为.方法:在4所心理咨询中心建设较健全的综合性高校,选取客观上有寻求心理帮助需要并且愿意寻求心理帮助,但未采取行动的学生,组成高意愿未求助组(n=138);同时在高校咨询室调查99名主动求助的学生,组成主动求助组.采用寻求心理帮助的自我污名量表(SSOSH)、自我表露的预期结果量表(DES)、作为心理咨询当事人的自我效能问卷修订版、心理问题的可控性归因问卷和自编间接求助经历问卷评估与求助行为相关的因素.结果:高意愿未求助组的SSOSH、DES的预期风险和心理问题的可控性归因问卷得分均高于主动求助组[(12.4±3.0)vs.(11.3±4.0),(12.9±3.0) vs.(11.0±3.4)),(4.4±0.8) vs.(3.7±1.0);均P＜0.05],而作为心理咨询当事人的自我效能问卷和间接求助经历问卷得分低于主动求助组[(27.7±4.2)vs.(30.0±4.0), (0.3±0.5)vs.(0.9±0.8);均P＜0.001)].在logistic回归分析中,自我表露的预期风险、作为咨询当事人的自我效能问题、问题可控性归因和间接求助经历量表得分进入回归模型,可解释求助行为变异的47.8％.结构方程模型分析结果显示,间接求助经历通过自我效能和预期风险的中介作用影响求助行为,该模型可解释行为变异的30.5％,中介效应占总效应的10.4％.结论:高意愿心理求助行为可能与个体的自我表露预期风险、自我效能、问题可控性归因和间接求助经历密切相关.个体遭遇的心理困扰越不可控就越可能求助,对咨询的预期风险越小、自我效能越高、间接求助经历越丰富的个体越倾向于求助.
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乳腺癌患者的心身症状与生活质量
目的:探讨乳腺癌患者抑郁、焦虑的心理症状与躯体症状之间的关系,心身症状与生活质量的关系以及心身症状和生活质量与患者所接受过的治疗和生存期的关系.方法:本研究采用横断面设计,对北京市315例符合入组标准的乳腺癌患者进行调查,所使用的调查工具包括病人健康问卷(PHQ-15)、病人健康问卷抑郁量表(PHQ-9)、广泛性焦虑量表(GAD-7)及癌症患者生命质量测定量表(QLQ-C30),并对255份有效数据进行了分析.结果:乳腺癌患者躯体症状的严重程度与抑郁、焦虑均呈正相关(r=0.44,0.56;均P＜0.01);在重度躯体症状的患者中,抑郁的发生率为42.3％,焦虑的发生率为50％;抑郁、焦虑与乳腺癌患者总体健康状况相关(β=-0.22,-0.30;均P＜0.01);接受化疗的患者其躯体症状和抑郁、焦虑得分高于未接受化疗的患者[(9.0±5.0)vs.(6.0±4.1),(8.3±6.0) vs.(4.0±3.5),(5.4±5.0)vs.(3.1±3.7);均P＜0.01];生存期5年以上的乳腺癌患者只有焦虑分数低于5年以内的患者[(5.8±5.0)vs.(4.3±4.5),P＜0.05],在躯体症状、抑郁和生活质量方面差异无统计学意义.结论:乳腺癌患者抑郁、焦虑的心理症状与其躯体症状和总体健康状况相关,接受化疗患者的心身症状和生活质量可能会更差一些,生存期5年以上的患者焦虑水平低于5年以内的患者,但躯体症状、抑郁以及生活质量与生存期的延长未见相关.
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维吾尔族非独生子女中学生的父母教养方式及应对方式
父母教养方式对子女的心理发展、人格形成及心理健康有着重要影响[1-2],不同文化背景下父母教养方式存在差别[3-6].良好的应付方式有助于缓解精神紧张,帮助个体终成功地解决问题,起到平衡心理维护精神健康的作用[7],而不良的应对方式会加重压力的负面影响[8].维吾尔族(以下简称维族)具有独特民族文化、宗教信仰及民族性格,其非独生子女家庭占多数.本文调查维族中学生(非独生子女)父母教养方式及应对方式的特点及相互关系.
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医科新生童年期创伤经历与强迫症状、执行功能的关系
目的:探讨医科新生童年期创伤经历、执行功能与强迫症状三者间的关系,以及执行功能的中介作用.方法:选取某大学医科新生492人,采用童年期创伤问卷(CTQ-SF)、执行功能行为评定量表成人版(BRIEF-A)及症状自评量表(SCL-90)的强迫症状因子进行评估,应用结构方程模型分析执行功能在童年期创伤经历与强迫症状间的中介作用.结果:男生CTQ-SF评分高于女生[(31.6±5.3)vs.(30.4±5.3),P =0.015];农村学生CTQ-SF得分[(32.2±5.6)vs.(29.9±5.0)]、BRIEF-A得分[(107.2±20.0) vs.(98.4±16.7)]、强迫症状得分[(18..8±5.9)vs.(16.9±5.3)]均高于非农村学生(均P ＜0.001);独生子女CTQ-SF得分[(29.8±4.9)vs.(31.8±5.6)]和BRIEF-A得分[(97.9±16.8) vs.(105.6±19.4)]均低于非独生子女(均P＜0.001).偏相关分析显示,CTQ-SF、BRIEF-A及强迫症状评分间,控制其中1个变量后剩余2个变量均呈正相关(r=0.19 ～0.57,均P＜0.001).结构方程模型分析发现,童年期创伤直接作用于强迫症状,并通过执行功能间接作用于强迫症状的模型拟合良好(x2/df=2.572,CFI =0.979,RMSEA=0.057),且优于童年期创伤完全通过执行功能间接作用于强迫症状的模型(△x2=15.336,P＜0.01).结论:医科新生经历的童年期创伤越多,执行功能就越差,强迫症状也越严重;不考虑童年期创伤,执行功能越差者强迫症状也越严重.
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中学生暴力行为量表的编制
目的:从实施暴力、遭遇暴力和目击暴力3个角度来编制中学生暴力行为量表(MSSVBS),并检验其信效度.方法:通过文献分析、开放式问卷调查和访谈编制题项.同时从实施暴力、遭遇暴力和目击暴力三方面收集信息,要求被试以实施者、受害者、目击者3个角色分别作答.进行3次取样,用第1次预测样本(n=670)进行初步的项目分析和因素探索,用第2次预测样本(n=507)进行项目分析和探索性因素分析,用正式施测样本(n=1207)进行验证性因素分析及信度和效标效度检验.从正式施测样本中抽取47名学生间隔1周后重测.采用暴力遭遇问卷(LEQ)和Buss-Perry攻击问卷(BPAQ)作效标.结果:MSSVBS包含心理暴力和躯体暴力两个分量表(各22题),其中心理暴力包括人格侮辱、关系攻击、性骚扰和权利侵犯;躯体暴力包括攻击他人、自虐行为、自杀意念与行为和极严重暴力.两个分量表经验证性因素分析所得模型均符合心理测量学要求(RMSEA＜0.08,NFI ＞0.9,NNFI ＞0.9,CFI＞0.9);MSSVBS得分与LEQ和BPAQ得分呈正相关(r=0.43、0.33,均P＜0.001).两个分量表的Cronbachα系数分别为0.82和0.80,重测信度分别为0.82和0.79.结论:本研究编制的中学生暴力行为量表具有良好的心理测量学特征,可以用于测量我国中学生的暴力行为.
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老年人稳定和闪烁视觉启动方式下的时间知觉
目的:探测老年人稳定和闪烁视觉启动方式下的时间知觉特点.方法:从某高校退休职工中选取65～79岁老年被试20名,从该校本科生中选取18～ 22岁青年被试20名作为对照.两组被试完成时间等分任务,分别以7 Hz闪烁方式或稳定方式呈现视觉启动刺激,以400 ms和1600 ms为标准短时间和标准长时间,请被试判断启动刺激后的靶刺激的时长更接近标准短时间还是长时间,靶刺激的时长为400ms、600 ms、800 ms、1000 ms、1200 ms、1400 ms和1600 ms 7种之一.根据被试的判断计算其长反应比例.结果:被试的长反应比例随7种呈现时间的增加而增加[0.02 (400 ms) vs.0.09 (600 ms) vs.0.32(800 ms) vs.0.65 (1000 ms) vs.0.87 (1200 ms) vs.0.95 (1400 ms) vs.0.96 (1600 ms),P＜0.001],且被试在闪烁启动下的长反应比例高于稳定方式(0.59 vs.0.52,P＜0.001),老年组在两种呈现方式下的5个非标准时长中的长反应比例差别均大于青年组(600 ms,0.14 vs.0.06;800 ms,0.49 vs.0.22;1000 ms,0.78 vs.0.61;1200 ms,0.93 vs.0.86;1400 ms,0.97 vs.0.96;P＜0.05).结论:老年人在闪烁启动下的时间知觉高于稳定启动条件下的时间知觉,且老年人的时间知觉更易受到个体唤醒水平的影响,表现出比青年人更大的变异性.
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“亦余心之所善兮,虽九死其犹未悔”:写在《精神卫生法》即将实施之际
《精神卫生法》自1985年提上立法议题,直至2012年10月获全国人大常委会通过[1],历时27年,其间的辗转曲折,想必多个经手人都会有不同的感悟.即使非亲历者,单单把产出的十六七个版本拿过来细细比较,也会是一件既学术又有趣的事情.在长达二十余年的立法过程中,精神卫生立法的基本原则也在进行着微妙的变化,从呼吁改善精神卫生从业人员待遇,到强化重性精神病的管理,再到今天的"发展精神卫生事业,规范精神卫生服务,维护精神障碍患者的合法权益".这中间的丝丝嬗变,既反映了我国政治文明、社会生态环境的变迁,也反映了民众权利意识的高涨,以及民众舆论与立法者的互动关系.与几十年前几个专家搭个班子,住进招待所闭门"造法",造好的"草案"只给"上级领导"和"有关部门"呈上的做法截然不同,今天的立法几乎是在老百姓的眼皮底下进行.不同意见可以通过不同的媒介放大成"汹涌的民意",直接影响到立法者的取舍.
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中国精神卫生立法进程回顾
本文围绕中国新出台的精神卫生法究竟是有所创新还是因循守旧的问题,通过分三阶段回顾立法的曲折历史,概括分析了这部法律立法思想和有关制度设计的形成过程,并对其中一些规定背后的观点交锋以及法律实施后可能带来的影响作了简要介绍,旨在为精神卫生相关立法研究和法律在实施中的进一步完善提供参考.
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精神障碍患者的预先指示权与自愿治疗
《中华人民共和国精神卫生法》确立了精神障碍患者自愿治疗原则,预先指示权应是这项原则的重要内容.预先指示权不仅能够保障患者自治,而且也具有多重的现实意义.我国具有确立预先指示权的法律环境,但大众对预先指示权比较陌生,建议对其进行适当的提倡和推广.
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关于“心理卫生底线”的思考
拜读贵刊2012年第12期许又新教授《心理卫生底线》[1]一文后,觉得文中的有些观点值得商榷,罗列如下,候教于大方.1 也从道德底线谈起"心理卫生底线"是个新提法,不易确定.顺着许教授的思路,先借鉴"道德底线"探讨一下:许教授推崇的由易中天先生所概括的道德底线并不准确.妨碍别人的生存几乎是犯罪,即使情节轻微不必按刑律或治安管理条例处理,也明显洞穿了道德底线.所以,以"至少不妨碍别人的生存"作为道德底线之一就显得要求太低了.
| 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 |
