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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情绪体验范围和区分性量表中文版在医学院大学生中应用的效度和信度
情绪复杂性(emotional complexity)的本质在于情绪概念系统的分化和整合程度,其对个体的身心健康和社会适应有重要意义[1]。Lane等于1987年编制了情绪觉察水平量表(Levels of Emotional Awareness Scale, LEAS )来测量情绪复杂性[2],但由于其计分繁琐,Kang等于2004年编制了情绪体验范围和区分性量表(Range and Differentiation of Emotional Experience Scale,RDEES)[3]。近来,国内研究者开始关注情绪复杂性这一领域,有研究者综述了情绪复杂性的研究[4],有研究者在RDE-ES两因子的基础上增加了“混合情绪”因子[5],还有研究者采用LEAS考察了不同情绪复杂性职前教师情绪加工的行为、事件相关电位和眼动差异[2]。然而,原版RDEES在中国的适用情况还未见报道,且不同专业大学生群体可能存在差异[6]。本研究拟考察RDEES在医学院学生中的适用性。
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彩民购彩行为与其风险态度和购彩认知偏差的关系
目的:探讨彩民购彩行为与其风险态度和购彩认知偏差的关系,为问题彩民的干预以及彩票业健康发展提供建议。方法:选取济南市彩民228人(男性120名,女性108名;未婚150名,已婚78名),用彩民购彩行为量表(LBB)、风险态度量表(DOSPERT)和购彩认知偏差量表(LRCD)进行测量,对数据进行相关分析和通径分析。结果:彩民LBB 非理性购彩行为维度得分与DOSPERT总分及娱乐、赌博维度得分,LRCD总分及各维度得分(除过于乐观外)均呈正相关(r=0.17~0.34,均 P<0.01);LBB理性购彩行为维度得分与DOSPERT总分及娱乐和赌博维度得分,LRCD总分及各维度得分均呈负相关(r=-0.18~-0.37,均P<0.01)。通径分析发现购彩认知偏差在风险态度和非理性购彩行为之间起完全中介作用,购彩认知偏差在风险态度和理性购彩行为之间起部分中介作用。结论:彩民的风险态度水平越高、购彩认知偏差就越大,可能就越容易出现非理性的购彩行为。
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前瞻性记忆两种测量方法对老年精神分裂症患者诊断效度的比较
目的:探讨前瞻性记忆(PM)两种评估方法(实验室范式和中文版剑桥前瞻性记忆测验)在老年及老年前期精神分裂症患者临床应用上的差异和诊断效度。方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)精神分裂症诊断标准的老年及老年前期患者50例,以及年龄、性别、受教育年限相匹配的正常被试50例。以双重任务前瞻性记忆实验室范式和计算机版中文剑桥前瞻性记忆测试量表(C-CAMPROMPT)分别评估基于事件的前瞻性记忆(EBPM)、基于时间的前瞻性记忆(TBPM);采用韦克斯勒成人智力记忆量表第四版中文版(WAIS-IV)、持续注意测验分别评估智力和注意力。结果:实验室范式和C-CAMPROMPT的结果均显示,患者组的前瞻性记忆总分PM [7(0,16)vs.12(0,16),14(4,34)vs.25(11,36)],EBPM [3(0,8)vs.6(0,8),7(2,16)vs.14(4,18)]和 TBPM [3(0,8)vs.6(0,8),6(2,18)vs.12(4,18)]得分均低于对照组(均P<0.001)。患者组用两种方法评估EBPM与TBPM损害指数[-1.0(-2.2,1.0)vs.-1.0(-2.1,0.8),-1.9(-3.4,0.8) vs.-1.8(-2.9,1.6)]的差异均无统计学意义(均P>0.05)。相关分析显示,实验室范式PM得分与年龄相关无统计学意义(P>0.05);而C-CAMPROMPT的PM得分与年龄呈负相关(r=-0.36~-0.40, P<0.001)。实验室范式和C-CAMPROMPT的ROC曲线下面积分别为0.73和0.85;灵敏度分别为0.60和0.74;特异度分别为0.76和0.90。结论:两种方法均显示老年及老年前期精神分裂症患者的EBPM与TBPM损害程度相当,且均具有中等程度的诊断效度,但C-CAMPROMPT诊断效度略高,其成绩也可能更易受年龄老化的影响。
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认知康复综合训练改善苯丙胺类依赖者认知功能的随机对照试验
目的:评估认知康复综合训练对改善苯丙胺类兴奋剂(ATS )依赖者认知功能障碍的疗效。方法:在强制戒毒机构招募符合精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)苯丙胺类兴奋剂依赖者,随机分为干预组(30例)和对照组(26例)。对照组仅接受常规教育,干预组除接受常规教育外还接受24周的认知康复综合训练,主要包括心理康复与躯体康复。采用中文版CogState量表(CSB )在干预前(基线)及干预24周末评估两组受试者的认知功能。结果:两组干预前的CSB 各维度得分无统计学差异。在24周末干预结束时,干预组在单卡学习任务[(0.06±0.12)vs.(-0.03±0.14),P<0.05]、Two-Back任务[(0.12±0.15)vs.(0.01±0.19),P<0.05]、连续配对学习任务[(-0.46±0.35)vs.(-0.15±0.49),P<0.05]三个维度得分改善优于对照组。两组其余5个维度得分变化即检出任务、识别任务、国际购物清单任务、Groton迷宫任务、社会情绪识别任务无统计学差异(均P>0.05)。结论:认知康复综合训练可以改善苯丙胺类依赖者的视觉学习记忆、工作记忆和空间工作记忆,而对其他方面认知功能无明显改善。
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精神分裂症患者与正常人的罗夏测验自我损伤指数
目的:了解精神分裂症患者与正常人的罗夏测验自我损伤指数(EII)差异。方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)精神分裂症诊断标准的患者60例(年龄17~53岁)及性别、年龄与之匹配的正常对照组60例,分别对两组被试实施罗夏测验。对被试罗夏测验的反应进行编码与记分,计算出两组被试的EII值,比较两组被试EII及其各分变量(歪曲形状质量、认知加工错误加权和、歪曲感知人类运动、批判性内容、好的人物表征和坏的人物表征)的差异,分析EII对此两组被试的区分程度。结果:精神分裂症组的EII [(0.7±1.7)vs.(-0.9±0.9)]、歪曲形状质量[(6.2±2.3)vs.(3.4±2.6)]、认知加工错误加权和[(14.0±6.5)vs.(7.2±4.2)]、歪曲感知人类运动[(0.7±1.2)vs.(0.3±0.7)]、坏的人物表征[(3.1±2.7)vs.(1.8±1.8)]得分高于正常对照组(均P<0.05),但两组“好的人物表征”和“批判性内容”得分差异均无统计学意义(均P>0.05)。诊断试验结果显示当 EII值为-0.5时,对精神分裂症和正常人区分的灵敏度为0.91,特异度为0.75, Youden指数为0.66。结论:与正常人相比,精神分裂症患者的自我功能存在较严重的损伤,罗夏测验自我损伤指数区分精神分裂症患者的敏感性较高,但特异性较低,尚须进一步完善。
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8周正念训练对负性情绪的改善效果
目的:考察正念训练改善负性情绪的效果以及正念水平提升对干预效果的中介作用。方法:采用随机对照实验设计。通过讲座的方式招募存在压力、负性情绪并愿意通过正念训练来缓解的个体参与研究,共招募90人,将其随机分为正念训练组与等待对照组。其中79人完成研究(正念训练组38人,等待对照组41人)。正念训练组参加8周正念训练,在此期间等待对照组不进行干预。采用五因素正念度量表(FFMQ)测量正念水平,简明心境量表(POMS)测量情绪。结果:8周训练后,正念训练组FFMQ总分高于基线[(125.9±11.9)vs.(121.2±12.5),P<0.01],POMS负性情绪总分及紧张焦虑、抑郁沮丧、疲劳维度得分均低于基线(均P<0.01);而对照组各项得分与基线差异均无统计学意义(均 P>0.05)。FFMQ总分的增加对干预所造成的POMS中负性情绪总分(95%CI=-6.24~-0.74)及紧张-焦虑(95%CI=-1.65~-0.12)、抑郁-沮丧(95%CI=-1.63~-0.14)、疲劳(95%CI=-1.72~-0.20)的减少存在中介作用。结论:正念训练可以有效改善参与者的负性情绪,正念水平的提升是干预造成情绪缓解的重要因素。
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医疗和健康服务定性研究的理论视角
医疗和健康服务研究越来越关注并期望使用定性研究,但是部分研究也存在将定性研究简化为具体的研究方法,存在相对忽略方法背后的理论视角的倾向。本文通过回顾定性研究的发展脉络揭示定性研究的理论视角及其实质。在此基础上,探讨了医疗及健康服务领域引入定性研究的价值与方向。
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早中期结直肠癌患者情绪及生活质量的10周团体心理治疗
目的:探讨团体心理治疗对早中期结直肠癌患者情绪及生活质量的影响。方法:采用开放对照试验设计。选取北京大学肿瘤医院结直肠癌患者67名,依患者意愿分配入干预组(n=34)和对照组(n=33)。干预组除常规康复(如复查、康复咨询、中药康复、锻炼等)外,接受为期10周每周1次的团体心理治疗,而对照组仅进行常规康复。使用焦虑自评量表(SAS)、抑郁自评量表(SDS)、生活质量核心问卷(QLQ-C30)比较两组干预前后焦虑、抑郁、生活质量的差异。结果:10周末测评时,干预组脱落4人,对照组脱落3人。基线时,干预组SAS、SDS得分均高于对照组[(42.0±7.7)vs.(36.0±6.8),(44.4±11.5)vs.(38.7±9.0);均P<0.05],QLQ-C30各项得分差异无统计学意义(均P>0.05)。10周干预后,干预组SAS、SDS、QLQ-C30疲乏症状得分均比干预前降低,整体生活质量得分较干预前提高(均P<0.05)。对两组患者(基线得分-干预后得分)的差值进行比较,发现干预组患者SAS、SDS、角色功能、疲乏症状得分的差值均高于对照组(均P<0.05)。结论:团体心理治疗有助于降低早中期结直肠癌患者焦虑及抑郁水平,提高生活质量,可作为辅助治疗方法应用于有需要的患者。
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我国心理咨询与治疗领域热点知识图谱
目的:采用可视化知识图谱探究近年来心理咨询与治疗领域的研究现状和发展趋势。方法:计算机检索中国知识资源总库、万方数据库和中国科技期刊数据库,按照标准,选择心理咨询或治疗相关的研究文献,检索范围为2001年1月1日-2014年12月31日。采用Bicomb和SPSS20.0软件对文献进行词篇矩阵、相似矩阵建构、聚类分析和多维尺度分析,绘出心理咨询与治疗研究热点知识图谱。结果:共6546篇文献纳入分析,抽取出词频≥30的高频关键词60个。聚类分析显示,我国心理咨询和治疗研究分为心理咨询和治疗疗效的研究、儿童青少年精神卫生和心理咨询研究、心理咨询与治疗本土化的研究、心理咨询与治疗过程的研究、心理咨询与治疗原则的研究、高校心理咨询与思想政治教育关系的研究和心理咨询与治疗理论与方法研究7类;热点知识图谱显示,心理咨询和治疗领域高频关键词的4个领域划分情况与聚类分析划分的7个研究分类基本一致。结论:我国心理咨询与治疗研究仍处于考察“疗效”的阶段,未来研究须重视高校心理咨询与思想政治教育的融合、网络心理咨询的实证研究以及儿童青少年心理咨询的发展。
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母亲角色的意义--印度尼西亚心理治疗中不能忽视的亚文化因素
在具有文化敏感性与文化回应性的心理治疗中,心理治疗师对患者个体的社会文化元素的理解非常重要。母亲的意义作为个体身份形成中的关键要素,在心理治疗中绝不会被忽视。现有心理治疗理论对于母亲角色的研究,主要基于母亲在婴儿早期作为照顾者的角色,例如客体关系理论;然而,在不同的文化情境中,母亲可能意味着更多的角色与意义,进而影响一个人的心理发展与身份认同形成。本文以印度尼西亚的米南加保母系氏族中独特的母亲意义为例,通过公开演讲、访谈和案例分析,对其传统意义及其在现代社会中的变迁进行跨文化研究,并探讨如何将其呈现出的文化意义运用在心理治疗实践中。
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我国心理咨询师与治疗师职业资格认证办法
目的:基于职业胜任力的视角,探讨我国心理咨询师与治疗师职业资格认证的适当途径,着重于改进“中国心理学会临床与咨询心理学专业机构和专业人员注册系统”心理师评审方案。方法:采用文献法梳理国内外心理咨询师与治疗师职业资格认证的理论和实践以确定我国认证办法的设计原则;采用专家法提出我国心理咨询师与治疗师的核心胜任力以形成评审指标体系,并通过问卷调查对改进后的评审方案进行初步评价。结果:“多特质、多方法、多来源”是心理咨询师与治疗师职业资格认证办法的设计原则;我国心理咨询师与治疗师的核心胜任力包括专业态度与行为、伦理与法律,临床知识与技能,科学与研究,关系建立,多元文化及中国文化,个案管理等6个领域;改进后方案确定的评审材料能够命中全部核心胜任力且专家评定的一致性信度较高(Cronbach α=0.74~0.97),专家对改进后方案的评价较高。结论:改进后的评审方案确定的核心胜任力反映了从事心理咨询与治疗专业实践必须具备的态度、知识与技能,可以作为我国心理咨询师与治疗师教育、培训、实践,以及胜任力评估的参考;改进后的评审方案可以作为我国心理咨询师与治疗师职业资格认证的一个过渡办法。
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3~9岁儿童自我控制及其与注意缺陷多动症状的相关分析
自我控制是个体有意识地控制冲动行为,抵制满足直接需要和愿望的能力。3~9岁是儿童自我控制发展的关键时间[1]。注意缺陷多动障碍(at-tention-deficit/hyperactivity disorder,ADHD)是儿童期常见的心理障碍之一[2]。自我控制与儿童注意缺陷多动症状被认为存在一定相关关系[3],但在以往的研究中较少涉及3~9岁年龄段的儿童。本研究旨在以自我控制的双系统模型为框架(du-al-systems model of self-control)[4],考察3~9岁儿童自我控制与注意缺陷多动症状之间的相关关系。
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威廉姆斯生活技能训练对未成年男性罪犯心理状况及应付方式的干预效果
研究表明,结构式的认知行为团体心理治疗能够有效减少青少年犯的敌对、人际关系敏感、抑郁、焦虑等心理问题的出现[1]。威廉姆斯生活技能训练(Williams LifeSkills Training,WLST)是由美国杜克大学 Williams 博士研发的一套缓解压力、减轻应激的自我实践体系,是高度结构化的团体认知行为治疗项目,能有效改善多种心理危险因素[2]。本研究旨在初步探索WLST对未成年男犯的心理干预效果。
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Devereux幼儿心理韧性评估量表第二版的中文修订
目的:修订第二版Devereux幼儿心理韧性评估量表(DECA-P2),检验其中文版的效度和信度。方法:选取杭州市608名3~5岁幼儿为被试,由幼儿教师完成DECA-P2中文版的测评,并同时填写学前行为与情绪量表中文版、幼儿社会能力与行为评定简表中文版作为效标量表,获得有效数据570份。通过条目分析筛选条目后,将总样本分层抽取一半数据进行探索性因子分析,另一半数据进行验证性因子分析,并检验所修订量表的效标效度、内部一致性信度与分半信度。结果:经探索性因子分析,得到与原量表一致的保护性因素结构,累积方差解释率为59.82%。验证性因子分析所得结果符合心理测量学要求(χ2/df=2.50,RMESA=0.07,CFI=0.91,IFI=0.91)。总体上各分量表与两效标量表相关(r=-0.21~0.80)有统计学意义,且各分量表的Cronbach α系数为0.80~0.93,分半信度为0.79~0.89。结论:DE-C A-P2中文版具有良好的心理测量学指标,适用于在中国文化背景下评估3~5岁幼儿的心理韧性。
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北京心理援助热线来电者自杀未遂的相关因素
目的:探讨心理援助热线来电者自杀未遂行为的发生情况及其相关因素,为制定自杀热线干预措施提供依据。方法:北京市心理援助热线接线员在2002-2008年接听全部有效来电时,询问来电者在2周内是否实施过自杀行为,使用抑郁症诊断筛查量表评估其抑郁情绪,询问来电者是否有过酒精或其他物质滥用或依赖、有无常见精神症状、既往自杀未遂史、急性和慢性生活事件、希望程度等与自杀行为有关因素。结果:有22415个来电者被纳入研究。362个(1.6%)来电者报告了2周内实施过自杀行为,女性233人,男性129人。在控制了人口学因素等变量后,既往自杀未遂史(OR=4.43,95%CI:3.37-5.83)、无望(OR=2.01,95%CI:1.52-2.67)、物质滥用(OR=1.97,95%CI:1.48-2.62)、急性生活事件(OR=1.94,95%CI:1.49-2.52)及严重抑郁情绪(OR=1.45,95%CI:1.08-1.95)与来电者实施自杀未遂行为有关联。结论:心理援助热线来电者自杀未遂行为发生率较高,对该群体的自杀干预要注重既往自杀未遂史、物质使用及生活事件的应对。
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新疆克拉玛依地区酒精滥用者焦虑、抑郁症状及自杀风险调查
目的:调查新疆克拉玛依地区酒精滥用者的抑郁、焦虑症状及其自杀风险,为此类精神卫生问题的预防和早期干预提供参考依据。方法:采用PPS抽样调查对1992例社区居民进行调查和统计分析,用酒精使用障碍筛查量表(AUDIT)筛查酒精滥用,初级保健精神障碍患者健康问卷中的抑郁分量表(PHQ-9)和焦虑分量表(PHQ GAD-7)筛查抑郁症状和焦虑症状,简明国际神经精神访谈(MINI)自杀筛选问卷筛查自杀风险。结果:筛查出酒精滥用阳性者298例,酒精滥用比为15.1%。酒精滥用者抑郁症状阳性比53.4%、焦虑阳症状性比35.9%、自杀风险比5.7%,均高于非滥用者(阳性比分别是42.3%、27%、3.2%,均P<0.05)。结论:本研究提示,在酒精滥用筛查时要注意对相关精神卫生问题的评估和诊断,以便采取及时、有效的干预措施。
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 |