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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夫妻的人格特质及匹配类型与婚姻质量
目的:探讨夫妻人格特质及其匹配类型与婚姻质量的关系,为提高夫妻婚姻质量和未来的婚姻指导与咨询提供支持.方法:在全国选取14个省的926对夫妻(年龄19 ～70岁,婚龄1～45年),使用中国人人格7因素量表(CSPI)和婚姻主观感受量表(MPS)对夫妻人格特质和婚姻质量进行测评.采用分组回归的方法,探讨人格匹配变量在夫妻人格特质对婚姻质量影响中的调节效应.结果:夫妻的CSPI情绪性维度得分与双方的MPS总分呈负相关(r=-0.31 ～-0.41),CSPI开创性、坚持性、德性、宜人性、丈夫的外向性和妻子的传统性与双方的MPS总分呈正相关(r=0.10～0.40,均P＜0.01).夫妻CSPI各维度的9种匹配类型在MPS的高低分组上的人数比例差异均有统计学意义(均P＜0.05).夫妻人格匹配类型在人格和婚姻质量的关系中充当调节变量(B=-2.50～2.24).结论:人格特质与婚姻质量中度相关.人格匹配类型在人格特质与婚姻质量的关系中起调节作用.
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不同性度女性的愤怒表达方式与抑郁
目的:考察不同性度(男性化、女性化)女性的愤怒表达方式和抑郁的差异,探讨女性抑郁易感性.方法:采用中国大学生性别角色量表-50 (CSRI-50)测评性度,选取男性化女性和女性化女性各200名,用状态-特质愤怒表达量表修订版(STAXI-Ⅱ)评估愤怒表达方式(分为内部表达、外部表达、控制内部表达及控制外部表达),状态-特质焦虑量表(STAI)及贝克抑郁量表第2版(BDI-Ⅱ)评估焦虑、抑郁水平,并用相关及回归分析探讨愤怒表达方式与抑郁的关系.结果:女性化女性愤怒内部表达得分高于男性化女性[(19.2±3.9)vs.(18.4±4.3),P＜0.05],而控制愤怒内部表达得分低于男性化女性[(21.5±4.2)vs.(23.7±4.4),P＜0.001].女性化女性STAI、BDI-Ⅱ总分均高于男性化女性[(107.3±18.7) vs.(92.4±16.2),(18.9±11.3) vs.(11.4±8.6),均P＜0.001].愤怒内部表达得分与BDI-Ⅱ总分呈正相关(r=0.29,P＜0.001),控制愤怒内部表达得分与BDI-Ⅱ总分呈负相关(r=-0.27,P＜0.001).结论:本研究提示,与男性化女性相比,女性化女性更倾向于抑制愤怒,并可能与抑郁的发生有相关.这一发现为今后女性抑郁易感性研究提供了新思路.
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特质焦虑个体诱发负性情绪时的抑制控制
目的:探讨高特质焦虑个体诱发负性情绪时的抑制控制能力.方法:使用特质焦虑问卷筛选出高、低特质焦虑大学生各30名[STAI-T常模分数为(41.2±7.6)分,高于常模1个标准差为高特质焦虑,低于常模1个标准差为低特质焦虑].让被试观看一组负性情绪面孔图片诱发负性情绪后,采用数字Stroop任务和数字转换任务,通过反应时、Stroop冲突效应量、转换损失等指标考察特质焦虑个体认知加工速度和抑制控制能力.结果:诱发负性情绪下,数字Stroop任务中高特质焦虑情绪组反应时长于低特质焦虑情绪组[(779.3±51.6) msvs.(703.7±49.8) ms,P＜0.05],Stroop冲突效应量高于低特质焦虑情绪组,[(167.9±55.7) msvs.(114±79.1) ms,P＜0.001];转换任务中高特质焦虑情绪组反应时长于低特质焦虑情绪组,[1 151.7±15.8) msvs.(1029.9±21.3) ms,P＜0.05],转换损失高于低特质焦虑情绪组[(290.7±27.3)msvs.(211.7±18.6) ms,P＜0.05].结论:负性情绪诱发下,高特质焦虑情绪个体抑制控制能力下降,体现为对无关信息的干扰抑制能力以及对心理定势反应的抑制能力下降.
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大学生的留守经历与心理韧性、心理病理症状
目的:考察大学生样本的留守经历与心理韧性、心理病理症状之间的关系.方法:以某医科院校398名在校大学生为研究对象.本文将留守经历定义为:在个体成长阶段(≤16周岁)由于父母双方或一方离开生源地外出务工,自己留守在家乡,由父或母单亲照顾或托付给其他人照顾.采用青少年心理韧性量表(RSCA)、症状自评量表(SCL-90)和自杀行为问卷修订版(SBQ-R)来测量心理韧性、心理病理症状和自杀风险,其中,SBQ-R总分≥7分,提示有较高的自杀风险.共回收有效问卷343份.结果:116 (33.8％)人有一年以上的留守经历;有留守经历大学生的RSCA总均分低于无留守经历的大学生[(3.4±0.5)vs.(3.7±0.4),P ＜0.001],而SCL-90总均分和SBQ-R得分高于无留守经历的大学生[(1.1±0.7)vs.(0.7±0.4),(5.9±2.6) vs.(4.9±2.1),均P＜0.001].结构方程建模发现,心理韧性部分中介了留守经历与心理病理症状之间的关系(β=0.22,P＜0.001).结论:有留守经历的大学生心理韧性水平可能较低,并可能与个体出现心理病理症状和较高自杀风险相关.
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某大学中国学生与非洲留学生的画树投射测试结果
非洲文化与中国文化存在差异,来华非洲留学生在新的社会文化环境中,会产生各种适应不良现象.而内在的文化积累与外在的文化移人所引起的急剧变迁往往会对人们的心理产生冲击与震动,使人在生理上和心理上产生不适[1],因此更容易导致非洲在华留学生出现各种心理问题.绘画投射测验相对于传统测验有独特优势,如不受语言影响,可以呈现个体难以表达的潜在心理状态,测验目的不易暴露从而有利于收集真实信息等[2].较之人物画,树木画更容易投射出封存在深层的情感[3],并且画树测试是一种投射方法和心理自画像[4].本研究比较某大学的中国学生与非洲留学生画树投射测试结果的差异,为有效开展中国与非洲学生的情商培训、心理健康教育和心理咨询提供科学依据.
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焦虑个体对负性刺激的注意偏向特点
目的:探讨焦虑个体的注意偏向特点.方法:招募在校大学生63名,完成状态-特质焦虑量表(STAI)、Liebowitz社交焦虑量表(LSAS)和贝克抑郁量表(BDI).STAI量表的特质焦虑得分≥45分,或LSAS的社交焦虑得分≥60分者分入焦虑组(n =38); STAI量表的特质焦虑得分45分以下者,或STAI量表的特质焦虑得分≤46分且LSAS得分＜45分者分入正常组(n=25).采用2(组别:焦虑组,正常组)×2(目标位置:负性位置,中心位置)的混合设计,本研究的两个实验均采用目标探测范式,分别用情绪面孔和情绪词语作为线索刺激.比较两组被试在不同目标位置判断目标身份的按键反应的正确率、反应时、注意偏向值(中性刺激材料的反应时与负性刺激材料的反应时的差值)的标准分数的差异.结果:焦虑组在面孔材料条件下[(669.6±72.1) msvs.(659.4±67.4) ms,P＜0.01]和在词语材料条件下[(617.5±80.0)ms vs.(606.7±71.3)ms,P＜0.01]的中性位置的反应时长于负性位置的反应时.结论:焦虑个体对负性面孔和词语的刺激材料均可能产生明显的注意偏向.
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精神分裂症患者及家属参与医疗决策的意愿
目的:了解精神分裂症患者及家属参与医疗决策的意愿.方法:选取符合国际疾病和相关健康问题统计分类第十版(ICD-10)诊断标准的精神分裂症患者162例及承担照护责任的家属120例,采用自编问卷,从信息需求、沟通意愿和决策意愿三方面调查患者及家属参与医疗决策的意愿,比较二者的差异.结果:在信息需求方面,患者主动了解疾病相关信息的比例低于家属[(40.1％ ～72.2％)vs.(65.0％～97.5％),均P＜0.01];在沟通意愿方面,患者主动与医生沟通的比例也低于家属[(40.1％～80.2％)vs.(74.2％ ～91.7％),均P＜0.05];在决策意愿方面,患者与家属选择“完全由医生决定”的比例均高,两组比较,患者选择“医生提出建议,患者决定”的比例高于家属[(13.0％～22.8％) vs.(0.8％～1.7％),P＜0.01],选择“医生提出建议,家属决定”的比例低于家属[(2.5％ ～8.6％)vs.(13.3％～23.3％),P＜0.01].结论:患者和家属在医疗决策方面表现均比较被动,但家属的信息需求、沟通意愿较患者主动,在决策意愿方面,二者的意见不完全一致.
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心理治疗疗效研究的方法学述评
心理治疗是一种科学的治疗方法,与当代医学有共通之处,即注重疗效的实证支持[1].有效的治疗手段会产生良好的预后,而无效的治疗方法则会延误患者的病情.当前心理治疗领域中流派众多,每个流派又拥有各种分支.然而,是否每种被命名的心理治疗方法都存在明确的治疗效果,确实值得通过研究来论证[2].心理治疗的疗效研究为这一问题的解决提供了思路,即通过实证研究来识别科学有效的心理治疗方法,同时排除那些看似有效,却无实际科学依据的心理治疗方案.
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8周团体辅导对儿童建立性别平等概念的效果
目的:探索基于双性化理论的团体辅导对儿童建立性别平等概念的干预效果,帮助儿童形成正确的性别概念.方法:选取四川成都地区某小学三年级2个班,1个班为性别平等教育组(n=45),另一个班为常规教育组(n=39),对性别平等教育组实施提高性别平等概念为目标的团体辅导(共8周,每周1次,每次活动1.5h),常规教育组处于常态.采用儿童性别平等概念测验(CGECT)对两组进行测量.结果:干预前,两组CGECr的6个维度得分差异均无统计学意义(均P＞0.05);干预后,性别平等教育组的“认识性别角色发展与性别角色刻板印象”、“了解自我身心状况”和“适当表达自己的意见和感受,不受性别的限制”3个维度得分均高于常规教育组[(9.3±1.5)vs.(7.8±2.3),(8.2±2.5)vs.(6.5±2.9),(8.7±1.8)vs.(7.4±2.2);均P＜0.01].除“了解家庭的特质与每个人的义务与责任”维度得分外,性别平等教育组CGECT的其他5个维度后测得分均高于前测得分[如“认识性别角色发展与性别角色刻板印象”得分(9.3±1.5)vs.(6.9±2.4),均P＜0.01或0.05].结论:基于双性化理论的团体辅导对提高适龄儿童的性别平等概念有积极作用.
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生态移民青少年的行为问题及与人格和班级环境的关系
目的:探讨生态移民青少年的行为问题与人格和班级环境的关系.方法:采用多阶段随机抽样,对宁夏12～16岁的生态移民(n=1453)、移居地(n=1750)、原居地(n=1248)青少年进行Achenbach儿童行为量表(父母版)(CB CL)、艾森克人格问卷(EPQ)、《我的班级》问卷调查,分别测查青少年的行为问题、人格特征、班级环境.根据CBCL,有1个或1个以上因子分超过常模分者判定为具有行为问题.结果:生态移民组行为问题检出率高于移居地组和原居地组(27.5％ vs.19.9％,23.4％,均P＜0.05).对生态移民组进行多层线性模型分析显示,男、女生的EPQ神经质人格、外向性人格、精神质人格得分与各自的CBCL总分及各因子得分呈不同程度的关联.女生的EPQ精神质人格得分与女生CBCL总分及体诉、攻击、残忍等因子分呈正相关(β=0.02 ～0.45,均P＜0.05).女生《我的班级》师生关系得分与女生CBCL总分及焦虑强迫、分裂样、不成熟性多动、攻击性表现、违纪表现、残忍等因子分负向关联(β=-0.16 ～-0.11,均P＜0.05).女生《我的班级》秩序纪律得分与女生CBCL总分及焦虑强迫、抑郁退缩、攻击性表现、违纪表现、残忍等因子分正向关联(β =0.14～1.20,均P＜0.05).女生《我的班级》同学关系得分增强女生EPQ精神质人格分值与女生CBCL总分及体诉、违纪因子分之间正向关联(β=0.02 ～0.26,均P＜0.05).结论:生态移民青少年的行为问题发生率高于非移民青少年,其行为问题可能与神经质、精神质人格特点和班级的秩序纪律正相关,与外向性人格特点、班级的师生关系负相关.人格与行为问题之间的关系可能受班级同学关系的影响.
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汉语听写障碍儿童的形-形与音-音联结
目的:探讨听写障碍儿童是否存在视觉和听觉单通道的联结缺陷.方法:从小学三、四、五年级共412名儿童中,根据国际疾病和相关健康问题统计分类第十版(ICD-10)关于听写障碍定义筛选出听写障碍儿童21名,同时选择年龄、智力水平以及阅读水平相当但不符合听写障碍定义标准的21名儿童作为对照.采用变化检测范式,在形-形联结实验和音-音联结实验中,分别以成对的几何图形和成对的单音节声音刺激为实验材料.通过比较探测刺激捆绑错误条件下的判断正确率,考察两组儿童的视觉和听觉单通道联结能力.结果:在形-形联结实验中,在探测刺激捆绑错误条件下,听写障碍组和对照组的正确率差异无统计学意义[(0.60±0.15) vs.(0.66±0.17),P＞0.05].在探测刺激捆绑正确条件下,听写障碍组和对照组的正确率差异无统计学意义[(0.67±0.21)vs.(0.60±0.20),P＞0.05].在音-音联结实验中,探测刺激捆绑错误条件下听写障碍组判断正确率低于对照组[(0.65±0.13)％vs.(0.76±0.12),P＜0.01],探测刺激捆绑正确条件下听写障碍组和对照组差异无统计学意义[(0.70±0.16) vs.(0.64±0.17),p＞0.05].结论:本研究显示听写障碍儿童存在听觉单通道的捆绑联结缺陷,可能不存在视觉单通道的捆绑联结缺陷.
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患者健康问卷躯体症状群量表在综合医院的筛检价值
目的:探讨患者健康问卷躯体症状群量表(PHQ-15)中文版在综合医院门诊的筛检价值.方法:600名综合医院普通门诊患者在规定指导语下完成PHQ-15中文版、广泛性焦虑量表(GAD-7)、抑郁症状群量表(PHQ-9)自评量表,并接受经过培训的精神科专业人员进行汉密顿焦虑量表(HAMA)和汉密顿抑郁量表(HAMD)的评定.随机抽取其中44名患者在完成初次评定后7～14d内接受PHQ-15重测.以HAMA、HAMD、GAD-7、PHQ-9为效标,分别与PHQ-15进行相关分析.计算躯体症状群检出率,并分析其人口学特征.分析PHQ-15不同分数段与焦虑、抑郁症状群的关系.结果:PHQ-15内部一致性信度系数为0.73,重测信度系数为0.75.PHQ-15得分与HAMA、HAMD、GAD-7、PHQ-9得分均呈正相关(r =0.65、0.68、0.52、0.73,均P＜0.05).探索性因素分析得到全身不适、胃肠不适和心胸不适3个公因子.检出躯体症状群者共364人,占总样本量的60.7％.不同性别、年龄、就业情况和就诊科室患者的躯体症状群检出率差异均有统计学意义.女性检出率高于男性(64.5％ vs.56.0％);45～ 59岁者检出率高于其他年龄段(71.3％ vs.53.4％、53.2％、60.2％);非在职者检出率高于在职者(64.2％ vs.54.9％);内科就诊者检出率高于外科及其他科室就诊者(64.5％ vs.47.4％),均P＜0.05.PHQ-15得分≥15分者合并抑郁(93.1％ vs.0、2.5％、46.7％)、焦虑(34.5％vs.0.4％、2.5％、12.0％)、抑郁合并焦虑症状群检出率(31.0％vs.0、0.4％、4.3％)均高于其他分值者(均P＜0.001).结论:患者健康问卷躯体症状群量表中文版可用于筛查躯体症状为表现的精神问题和躯体症状严重程度的评估,具有较好的信效度.
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城市老年人抑郁症状相关因素的回归树分析
目的:探讨不同相关因素组合与老年人抑郁症状的相关程度,并探索相关程度高的相关因素组合.方法:本研究为横断面研究.选取1457名年龄≥60岁的城市老年人,采用自评抑郁量表(SDS)评估抑郁症状.采用广义线性回归了解抑郁症状的相关因素,用回归树分析探讨不同相关因素组合与抑郁症状的相关程度.结果:年龄、疾病数量、医疗保障形式和受教育程度被纳入广义线性回归模型(P＜0.05).回归树分析终纳入年龄、受教育程度、医疗保障形式、人均月收入和疾病数量5个变量.其中,同时具有受教育程度文盲与小学、患有躯体疾病、年龄＞75.5岁和自费医疗四个变量组合的老年人SDS得分均值高[(50.4±7.3)分],同时初中及以上、年龄≤78.5岁和人均月收入＞ 3150.0元三个变量组合的老年人SDS得分低,两者得分差异有统计学意义(P＜0.01).结论:相关因素组合不同,与老年人抑郁症状的相关程度不同.其中,同时具备受教育程度低、患躯体疾病、年龄较大和自费医疗这种抑郁症状相关因素组合的老年人抑郁程度高.
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老年人抑郁症状与情绪调节策略的横断面研究
目的:考察老年人抑郁症状与情绪调节策略的关系及老年人抑郁症状的相关因素,为老年人抑郁症状的干预提供理论指导.方法:选取北京市某社区60～80岁老年人335名,用流调中心用抑郁量表(CES-D,得分≥16分为“有抑郁症状”)来评估老年人抑郁症状,用Gross情绪调节问卷(ERQ,包括认知重评和表达抑制两个分量表)来评估老年人认知重评和表达抑制策略的使用情况,用沉思量表(RRS)来测量老年人沉思策略的使用情况,并用logistic回归分析方法对老年人抑郁症状的相关因素进行分析.结果:有抑郁症状的老年人的比例为19.9％ (61/306).CES-D总分与ERQ的认知重评得分呈负相关(r=-0.21,P＜0.01),与ERQ的表达抑制得分的相关无统计学意义(r=0.08,P＞0.05),与RRS总分呈正相关(r=0.58,P＜0.01).Logistic回归分析表明,男性(OR =0.42,P＜0.05)、健康状况好(OR =0.29,P＜0.001)、生活方式好(OR =0.09,P＜0.01)、经济状况好(OR =0.05 ～0.23,P＜0.01)和ERQ认知重评得分较高(OR =0.93,P＜0.05)的老年人,CES-D得分较低;而高龄(OR =1.04,P＜0.05)和RRS总分较高(OR=1.19,P＜0.01)的老年人,CES-D得分较高.结论:女性、高龄、经济状况差、健康水平低、无子女或子女在外地或国外、越多使用沉思策略和越少使用认知重评策略的老年人,越可能出现抑郁症状.
| 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 |
