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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研究生的主观幸福感与抑郁、焦虑情绪调查
研究生作为高学历大龄学生群体,其期待高,压力多样而紧迫,心身健康更易受危害[1].本研究面向北京地区,对研究生的主观幸福感和抑郁、焦虑状况进行调查.1 对象与方法1.1对象以北京地区在校研究生为研究对象.在保证涵盖不同学校层次和类型的前提下,按比例选取21所各类非军事院校(其中985、211和其他高校各为10、4和7所;综合类、师范类和其他专业类院校各为5、2和14所),以班为单位发放问卷,共发放问卷1200份,回收有效问卷1155份.其中男524人,女631人;硕一至博三分别为329、564、123、58、58、23人;年龄20 ～ 38岁,平均年龄(24±2)岁.
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乳腺癌患者的焦虑、抑郁、幸福感指数及社会支持
目的:调查不同治疗阶段乳腺癌患者的焦虑、抑郁、幸福感指数和社会支持情况,分析社会支持与情绪状况的关系.方法:收集术前组、术后组与康复组的乳腺癌患者各105例为病例组,以及年龄与教育年限匹配的健康对照105例,应用汉密顿焦虑量表(HAMA,≥8分为可疑焦虑)、汉密顿抑郁量表(HAMD, ≥8分为可疑抑郁)、幸福感指数量表(Index of Well-being)和领悟社会支持量表(PSSS)进行有关测评.结果:病例组的可疑焦虑、抑郁发生率均高于健康对照(42.9％,61.9％,59.0％ vs.9.5％；33.3％,60.0％,46.7％ vs.5.7％；均P＜0.01),病例组的HAMA、HAMD得分均高于健康对照[(7.2±4.3),(9.4±5.1),(9.2±5.6)vs.(3.9±3.1);(6.2±3.8),(9.2±4.8),(7.9±4.6) vs.(3.1±2.4),均P＜0.01]；术前组与术后组的幸福感指数低于健康对照[(10.6±2.3),(10.5±2.6) vs.(11.5±2.2),均P＜0.01].病例组中,有可疑焦虑患者的幸福感指数、PSSS得分均低于无焦虑组[如,术后组PSSS得分(63.0±10.1)vs.(70.4±9.1),P＜0.01]；有可疑抑郁患者的幸福感指数、PSSS得分低于无抑郁组[如,康复组PSSS得分(63.8±10.6) vs.(70.1±8.4),P＜0.01].结论:本研究提示,不同治疗阶段的乳腺癌患者的可疑焦虑、抑郁发生率和焦虑、抑郁得分均高于健康人群；有可疑焦虑、抑郁患者的幸福感指数和社会支持相对更低.
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精神分裂症少年的神经系统软体征、执行功能与临床症状
目的:探讨少年精神分裂症患者神经系统软体征和执行功能特点及其与临床症状的相关性.方法:纳入13～18岁符合国际疾病和相关健康问题分类第十版(ICD-10)诊断标准的精神分裂症少年患者60例及性别、年龄匹配的60例正常对照,使用剑桥神经科检查(CNI)软体征测试分量表对两组进行神经系统软体征检查和评分,使用Stroop色字命名任务测试两组的执行功能,使用简明精神病评定量表(BPRS)评估精神分裂症组的临床症状,并对该组进行锥体外系副反应(EPS)评估.结果:精神分裂症组CNI软体征测试分量表有11项评分及异常发生率均高于正常对照组(均P＜0.05),神经系统软体征总分[9.0(4.0,15.0) vs.1.5 (1.0,3.0)]及原始反射[0.0(0.0,1.0) vs.0.0(0.0,0.0)]、运动协调[4.5(1.0,6.8) vs.0.0 (0.0,1.0)]、感觉统合[2.0(1.0,4.0) vs.1.0 (0.0,1.8)]3项因子分均高于正常对照组(均P＜0.05).精神分裂症组神经系统软体征总分及各因子分与病程、锥体外系不良反应及BPRS总分均无相关(r=-0.12～0.20,均P＞0.05),运动协调因子分与BPRS焦虑忧郁和敌对猜疑因子分呈正相关(r=0.32、0.27,均P＜0.05),感觉统合因子分与BPRS缺乏活力因子分呈正相关(r=0.29,P=0.030).精神分裂症组Stroop色字命名任务三部分测试耗时均长于正常对照组(均P＜0.001),第3试错误数多于正常对照组[1.5(0,4.8) vs.1.0(0,2.0),P=0.003].精神分裂症组Stroop色字命名任务三部分测验耗时及第2试错误数均与BPRS评分呈正相关(r=0.27～0.39,P＜0.05).结论:精神分裂症少年患者存在明显的神经系统软体征异常和选择性注意及反应抑制功能缺陷.其中阳性症状、阴性症状、情感症状较重的患者神经系统软体征异常更显著；临床症状(尤其阳性症状、阴性症状)较重的患者选择性注意及反应抑制功能缺陷也更显著.
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中学生视屏时间、心理亚健康与自伤行为
目的:调查我国中学生视屏时间及自伤行为现状,探讨在不同心理亚健康状态下视屏时间与自伤行为的关联.方法:选取沈阳、新乡、广州和重庆4个城市的中学生13817名,使用自伤行为及久坐行为调查问卷调查自伤行为和视屏时间,用青少年亚健康多维评定问卷评价心理亚健康状态.结果:学习日和周末视屏时间＞2 h/d者分别为2085人(15.1％)、8077人(58.5％),心理亚健康状态者2997人(21.7％),有自伤行为者3899人(28.2％).调整地区、性别、年级、吸烟、饮酒和年龄等混杂因素后,多因素logistic回归分析显示学习日视屏时间＞2 h/d在非心理亚健康状态的学生中与自伤行为无统计学关联,而在心理亚健康状态的学生中,学习日视屏时间＞2 h/d是自伤行为的危险因素(OR=1.27)；无论中学生是否存在心理亚健康状态,周末视屏时间＞2 h/d均是自伤行的危险因素(OR=1.37、1.39).结论:较长视屏时间在中学生中普遍存在,且视屏时间较长、心理亚健康状态可能和自伤行为存在相关.
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3～6岁儿童抚养人孤独症相关信息知晓现况调查
目的:探讨3～6岁儿童抚养人对孤独症相关信息知晓现状,为开展社区宣传教育提供依据.方法:采用横断面调查方法,在哈尔滨市8个行政区内抽取44所幼儿园,以其中所有3～6岁儿童的主要抚养人作为调查对象.采用自编问卷,从孤独症的症状识别、一般知识了解、病因、就诊态度等多方面评价对孤独症相关知识的知晓现况.共回收合格问卷4947份.结果:样本中,2786人(57.8％)能够准确识别孤独症的症状；3115人(64.8％)认为孤独症属于心理疾病；2484人(68.1％)认为应首选心理门诊就诊；1730人(36.4％)认为孤独症存在特殊能力或才能；2680人(67.0％)认为教育不当是导致孤独症发病的主要原因.多因素分析显示,居住在城市(OR=1.66)、女性(OR=1.34)、接触过孤独症(OR=1.50)、受教育水平较高(OR=2.04、5.39、9.12)的人群能更好的识别孤独症.结论:3～6岁儿童抚养人对孤独症的认识还存在很多误区,有必要积极开展社区宣传教育,提高家长对孤独症认知程度,改变错误认知,以早期识别孤独症儿童.
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注意缺陷多动障碍儿童的内隐视觉空间注意特点
目的:探讨注意缺陷多动障碍(ADHD)儿童被动和主动内隐视觉空间注意特点.方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)ADHD诊断标准的儿童25例,以及性别、年龄与之匹配的正常儿童18名.分别测试反映被动内隐视觉空间注意的pop-out视觉搜索任务及反映主动内隐视觉空间注意的线索-目标视觉搜索任务,比较两组反应时(RT)、正确率和个体内反应时标准差(ISD).结果:Pop-out视觉搜索任务中,ADHD儿童[(637.4±132.0) ms vs.(626.3±125.0) ms]和正常儿童[(635.5±131.1) ms vs.(626.6±138.5) ms]对左视野目标反应时均长于右视野(均P＜0.05),但是两组之间反应时、总体正确率差异无统计学意义(均P ＞0.05)；正常儿童左视野正确率低于右视野[(92.3±9.4)％ vs.(94.5±8.1)％,P＜0.01],而ADHD儿童左右视野正确率差异无统计学意义[(91.9±7.4)％ vs.(90.7±7.5)％,P＞0.05],ADHD儿童ISD大于正常儿童[(185.4±48.0) ms vs.(137.5±36.7) ms,P＜0.01].线索-目标任务中,ADHD儿童和正常儿童对左视野的目标反应时均长于右视野[ADHD组,(641.1 ±94.2) ms vs.(629.1 ±83.1)ms;正常对照组,(626.3±128.6) ms vs.(614.9±133.1)ms;均P＜0.05],且线索提示有效目标反应时短于线索提示无效[ADHD组,(627.6±89.4) msvs.(654.3±84.6)ms,P＜0.01;正常对照组,(615.4±132.5) ms vs.(627.3 ±127.5) ms,P＜0.01]；两组之间反应时和正确率差异无统计学意义,ADHD儿童ISD大于正常儿童[(200.1±46.8) ms vs.(147.8±32.8)ms,P=0.05].结论:与正常儿童相比,ADHD儿童无论是被动还是主动内隐视觉空间注意,其注意力状态均不稳定,波动性增大,注意力维持困难.
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Asperger综合征儿童的智力结构与临床症状
目的:探讨Asperger综合征(Asperger syndrome,AS)儿童的智力结构特点及其智力合成指数与其临床症状的相关关系.方法:采用国内修订韦氏儿童智力量表第4版(Wechsler Intelligence Scale for Children-Fourth Edition,WISC-Ⅳ)对27例符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版的AS儿童和年龄、性别匹配的27名正常儿童进行测试,由AS儿童家长填写AS筛查量表以评估其临床症状.结果:AS组在总智商[(96.1±12.0) vs.(105.6±9.4)]、知觉推理指数[(100.4±13.6) vs.(108.9±l1.2)]、工作记忆指数[(92.3±10.0) vs.(97.9±9.9)]、加工速度指数[(92.2±l1.5)vs.(107.4±l2.8)]、认知效率指数[(90.8±9.3) vs.(102.3±10.6)]均低于正常对照组(均P＜0.05).分测验中AS组在积木[(9.7±3.4) vs.(12.3±2.6)]、背数[(7.9±1.9)vs.(9.0±1.9)]、译码[(8.2±2.2) vs.(11.3±3.0)]、符号检索[(9.2±2.6)vs.(1 1.6±2.5)]的得分低于对照组(P＜0.05).AS的智力合成指数与其临床症状未发现具有相关关系(r =0.34 ～0.63,均P＞0.05).结论:AS组智力水平在正常范围但低于正常对照组,AS儿童存在着一般认知能力高于认知效率的认知模式,AS儿童的智力合成指数与其临床症状的关系有待进一步研究.
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神经性厌食少年的健康相关危险行为
目的:了解神经性厌食少年的健康危险行为特点.方法:选取符合国际疾病和相关健康问题分类第十版(ICD-10)神经性厌食诊断标准的少年33例及性别、年龄相匹配的正常对照66例,完成青少年健康相关危险行为问卷,由神经性厌食患儿家长完成青少年健康相关危险行为问卷父母版的评定.结果:两组青少年健康相关危险行为问卷总分的差异无统计学意义[(11.7±6.8)vs.(10.0±7.9),P＞0.05].神经性厌食组的破坏纪律与违法行为因子分[(2.1±1.6)vs.(2.7±1.7)]低于正常对照组,自杀与自伤行为因子分[(2.2±2.6)vs.(1.2±2.2)]高于正常对照组(均P ＜0.05).在所有条目中,神经性厌食组不吃早餐行为及对家庭成员撒谎行为的得分低于正常对照组,暴食行为或者暴食后再呕吐出来的行为、因为过度节食而出现头晕出冷汗及体力不支等躯体不适、存在自杀的想法、自杀的计划及自杀行为的得分高于正常对照组(均P＜0.05).神经性厌食组自评不健康饮食与缺乏体力活动因子分低于家长评定结果[(3.7±2.5)vs.(6.8±3.6),P＜0.01],神经性厌食组自评总分[(11.7±6.8)vs.(14.5±9.8)]及其他各因子分与家长评定结果差异无统计学意义(均P ＞0.05).在所有条目中,神经性厌食组自评不吃早餐行为[(0.2±0.5)vs.(1.4±1.3)]及不喝牛奶/豆浆行为的得分[(1.2±1.3)vs.(1.8±0.2)]低于家长评定结果,作弊或抄袭行为的得分[(0.6±0.9)vs.(0.2±0.4)]高于家长评定结果(均P＜0.05).结论:神经性厌食儿童少年存在较多的自伤自杀的观念和行为、暴食行为、暴食后呕吐行为及因过度节食而出现躯体不适,神经性厌食少年的破坏纪律行为、违法行为及对家庭成员撒谎等行为较少.
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广州市小学生的学业成绩与睡眠状况
目的:探讨广州小学生的学业成绩和睡眠状况(数量和质量)的关系.方法:抽取广州市5所小学的一至六年级小学生共3032名,采用香港中文大学定式化睡眠问卷(修订版)向家长调查他们子女的学业成绩变化和睡眠状况.根据与去年相比的学业成绩变化,将小学生分为上升组、持平组和下降组.以作息时间推断睡眠数量,以睡眠症状推断睡眠质量,睡眠不足程度为[周末在床时间-学习日在床时间]/学习日在床时间×100％.结果:3032名广州小学生中,成绩上升1145人(37.8％)、持平1536人(50.7％)、下降351人(11.5％).上升组、持平组、下降组的睡眠不足程度[(8.9±5.0)％vs.(10.2±6.7)％vs.(12.4±5.4)％]和温习功课时间[(2.2±0.9) hvs.(2.4±1.0)h vs.(2.6±1.1)h)]依次上升(P＜0.01).下降组的睡眠呼吸暂停综合征相关症状、睡语和尿床发生率均高于上升组,不愿晨起的发生率也高(23.9％ vs.18.7％ vs.14.1％,P＜0.01).有序回归分析显示广州小学生的睡眠不足程度(OR =0.83)和不愿晨起(OR =0.73)的严重程度与当年学业成绩下降呈正相关.结论:广州市小学生的学业成绩可能与睡眠不足存在相关.而不愿晨起作为睡眠数量或和睡眠质量的综合指标与学业成绩的相关程度更高.
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我国儿童面临的主要心理卫生问题及对策思考
1现状在我国经济快速发展时期,无法避免的社会问题直接或间接地影响着儿童的心理健康.2011年,我国流动人口已接近2.3亿,接近六成的流动人口子女随父母一同流动[1],这些儿童的特殊成长背景影响其心理健康发展,成为其出现心理行为问题的危险因素[2],其中以分离焦虑、学习焦虑、强迫、社交退缩和多动问题为常见[3];而未随父母流动的留守儿童则是分离焦虑、抑郁、意外伤害等多种问题的高发群体.
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中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表-父母版的信效度
目的:引进中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表-父母版(Chinese version of Swanson Nolan and Pelham,VersionⅣScale-parent form,SNAP-Ⅳ)并检验其信效度.方法:对31名符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版诊断标准的注意缺陷多动障碍(ADHD)门诊患儿和231名正常儿童进行中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版、中文版Conners父母用症状问卷(PSQ)及中文版Achenbach儿童行为量表(CBCL)评估,以检验校标效度.对27名受试者(ADHD组3人,正常组24人)1周内再次进行中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版评估,以检验重测信度.结果:中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版全量表内部一致性信度Cronbachα系数为0.95,注意力不集中、多动冲动、对立违抗3个分量表Cronbach α系数分别为0.90、0.89、0.88.重测信度组内相关系数(ICC)为0.68,3个分量表的重测信度ICC分别为0.75、0.76、0.24.中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版与PSQ及CBCL对应各因子得分之间相关系数分别介于0.29～0.73、0.30～0.74,验证性因子分析显示中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版的3因子及4因子模型均合理.中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版诊断ADHD敏感度为0.87,特异度为0.79.结论:中文版注意缺陷多动障碍SNAP-Ⅳ评定量表父母版具有良好的信度与效度.
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孤独症儿童对静态和动态视向提示信息的加工
目的:探索在静态和动态呈现条件下孤独症儿童对视向提示信息加工的特征.方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)孤独症诊断标准的儿童和年龄性别匹配的正常对照儿童各10名.通过l张图片形成的静态视向提示和5张图片形成的动态视向提示,采用2(组别:孤独症儿童,正常儿童)×2(呈现方式:静态,动态)×2(提示性:有效提示,无效提示)的重复测量方差分析,比较两组儿童在不同呈现方式下的视向提示反应的正确率和反应时.结果:在静态条件下,孤独症儿童识别视向的正确率低于正常对照组儿童[(94.8±1.3)％vs.(99.5±1.3)％,P＜0.05],且反应时较长[(470.2±23.8) ms vs.(389.2±23.8) ms,P＜0.05];在动态条件下,有效提示的识别正确率高于无效提示[(98.8±0.5)％vs.(93.8±0.3)％,P＜0.05],且有效提示的反应时短于无效提示[(463.1±19.7) ms vs.(504.8 ±21.4) ms,P＜0.01],孤独症儿童的反应时长于正常对照组儿童[(544.6±28.4) ms vs.(423.3±28.4) ms,P＜0.05].结论:本研究发现提示孤独症儿童存在与正常儿童一样的视向注意转移,并无特异性视向注意损伤,孤独症儿童对动态视向信息加工可能较静态视向信息加工更敏感.
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社区6～36月龄儿童社会生活能力发展状况调查
目的:研究社区婴幼儿社会生活能力发展状况.方法:选定广州市黄埔区社区卫生服务中心作为调查现场,采用取3个社区卫生服务中心,对2012年7月-9月期间在这3个社区卫生服务中心进行保健体检的全部6～ 36月龄婴幼儿进行调查,共409例,其中393例完成了调查.调查内容包括一般情况调查表和婴儿-初中学生社会生活能力量表(简称社会生活能力量表).社会生活能力量表总分的标准分小于或等于9分作为筛查阳性界值,表明儿童可能存在生活能力问题.筛查阳性者由儿保专家结合Gesell发育诊断量表对其进行复查.结果:使用社会生活能力量表共筛查出阳性样本23例,其中有4例经复查为发育迟缓,其余者也存在相关的发育落后问题.男女婴幼儿的社会生活能力量表总分差异无统计学意义[(17.1±11.4) vs.(17.9±11.9),P＞0.05],不同年龄段婴幼儿量表总分和各领域得分之间比较的差异有统计学意义(P＜0.01),全量表分及各领域分均随年龄增加而增长[如,6 ～ 12月龄组vs.30～ 36月龄组,(8.9±5.3)vs.(36.0±4.7),P ＜0.05].结论:本研究提示,婴幼儿不同领域的发育速度不均衡,独立生活能力能维持快速发展,参加集体活动能力在18月龄前发展速度快,18月龄后趋于缓慢,其他领域在24月龄前发展速度快,24月龄后渐趋平缓.
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肾上腺素能α1A受体基因多态与注意缺陷多动障碍共患学习困难的关联分析
目的:探讨肾上腺素能α1A受体基因(ADRA1A)多态性与注意缺陷多动障碍(ADHD)共患学习困难(LD)的关联.方法:依据美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)标准,诊断ADHD、划分临床亚型并评定共患病.采用中国韦氏儿童智力量表(Chinese Wechsler Intelligence Scale for Children,C-WISC)评估智商.入组678例ADHD共患LD的儿童(含457个核心家系),1137例ADHD未共患LD的儿童(含792个核心家系)及936名正常对照.进行ADRA1A基因3个单核苷酸多态性位点(SNPs)的基因型检测,采用传递不平衡检验、x2检验对单个SNP位点及单体型与ADHD及其表型进行关联分析,采用协方差分析探讨基因与ADHD儿童智商的关联.结果:家系研究显示,rs17426222位点的C等位基因(校正P=0.026)及由rs17426222、rs573514、rs3808585组成的CAC单体型(校正P=0.011),在ADHD共患LD家系中存在过度传递.在ADHD共患LD样本中,rs573514位点的A等位基因频率具有高于对照组的趋势(0.596 vs.0.557,校正P=0.071),控制性别、年龄后该关联仍存在(P＜0.05).在ADHD未共患LD中,家系与病例对照研究均未发现任何关联(P＞0.05)；将ADHD共患/未共患LD合并后,关联均消失(P＞0.05).协方差分析显示,rs573514位点基因型与ADHD儿童的操作智商存在关联(P＜0.05),AA基因型携带者操作智商低于AG[(95±15) vs.(97±15),P＜0.05]、GG[(95±15)vs.(98±14),P=0.007]基因型携带者.结论:ADRA1A可能与ADHD共患LD存在关联,ADHD共患LD与否可能存在遗传学差异；ADRA1A可能与ADHD操作性智商存在关联.
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成人注意缺陷多动障碍患者的生活质量及相关因素
目的:评估成人注意缺陷多动障碍(ADHD)患者生活质量,分析其相关因素.方法:对符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ) ADHD诊断的41例成人患者,使用世界卫生组织生存质量测定量表简表(WHOQOL-BREF)、ADHD评定量表、执行功能行为评定量表成人版(BRIEF-A)、焦虑自评量表(SAS)、自评抑郁量表(SDS)、DSM-Ⅳ-TR轴Ⅰ障碍定式临床检查工具进行评估.结果:患者WHOQOL-BREF生理领域[(12.2±2.7)vs.(15.1±2.3)]和心理领域[(11.9±2.6) vs.(13.9±1.9)]得分低于中国大陆常模(P＜0.01),并与ADHD评定量表的注意缺陷分量表、BRIEF-A多个因子、SAS和SDS的得分存在负相关(r=-0.31 ～-0.82,均P＜0.05),且存在轴Ⅰ共患病的患者WHOQOL-BREF得分更低.回归分析显示,ADHD评定量表的注意缺陷分量表得分(β=-0.64、-0.26)、SAS得分(β=-0.65、-0.75、-0.60、-0.46)、BRIEF-A的任务监控因子(β=-0.56)和自我监控因子(β=-0.39)得分与患者生活质量负相关(均P＜0.05).结论:成人ADHD患者生活质量较差,并且注意缺陷症状、抑郁水平和执行功能受损越严重,患者生活质量越差.
| 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 |
