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中国心理卫生

中国心理卫生杂志

Chinese Mental Health Journal 중국심리위생잡지

CSCD核心期刊
  • 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
  • 发行周期: 月刊
  • 邮发: www.cmhj.cn
  • 曾用名:
  • 创刊时间: 1987
  • 语言: 英文
  • 编辑单位: 《中国心理卫生杂志》编委会
  • 出版地区: 北京
  • 主编: 于欣
  • 类 别: 基础医学
期刊荣誉:
  • 视觉艺术工作者人格特征与生活满意度和抑郁情绪的关系

    作者:刘雁清;王可欣;张冠男;周奕欣;周明洁

    目的:检验视觉艺术工作者的人格特征与生活满意度、抑郁情绪的线性关系,并考察可能存在的非线性关系模式。方法:选取北京市宋庄艺术区视觉艺术工作者132人,其主要从事绘画、雕塑、摄影等艺术创作。采用大五人格测量问卷(Mini-IPIP)、生活满意度量表(SWLS)和流调中心抑郁量表(CES-D)进行施测。结果:视觉艺术工作者的神经质对抑郁有正向预测(β=0.41),宜人性、严谨性和外向性对抑郁存在负向预测(β=-0.27、-0.23、-0.19);在人格特质与生活满意度的线性关系模式中,仅严谨性对生活满意度存在正向预测(β=0.25)。控制了线性关系的影响之后,神经质和严谨性与生活满意度之间均呈正 U 型曲线关系(β=0.32、0.22)。结论:视觉艺术工作者的人格因素能够预测抑郁症状与生活满意度水平,但其人格与生活满意度的关系模式不能用简单的线性模型来解释。

  • 残疾人的心理症状及相关因素

    作者:李楠柯;张爽;李祚山;密忠祥

    残疾人是指在心理、生理、人体结构上,某种组织、功能丧失或者不正常,全部或者部分丧失以正常方式从事某种活动能力的人[1]。根据2006年第二次全国残疾人抽样调查结果显示,国内残疾人口已达8296万,占总人口比例的6.05%[2]。研究发现残疾人存在自卑心理和抑郁情绪[3]、易产生自杀意念[4-5]、心理问题检出率较高[6-7]。但已有研究局限于一个学校或一个地区的调查,调查对象以聋哑人或肢残人为主。本研究扩大取样地域范围和残疾种类,探讨残疾人的心理症状及相关因素,以提升残疾人心理健康水平,提高其生活质量。

  • 恋爱资源及其对等性与恋爱质量的关系

    作者:王宇中;孙小博;姚星星

    目的:探讨恋人之间的恋爱资源及双方资源对等性对双方恋爱质量的影响。方法:选取全国5个省份和直辖市的15~29岁之间正处在恋爱状态的恋人203对,采用个体恋爱资源评定表(EFLRI)和恋爱主观感受量表(RPUS)来探索资源对等性与恋爱质量的关系。EFLRI 用来量化个体的12个恋爱资源(个体的相貌、身材、性健康、身体健康、性格、心理健康、责任感、能力、专业/职业、学历、收入和家庭背景),分为自评和他评。结果:恋人间自评的责任感及心理健康的差值均与男性和女性报告的 RPUS 总分呈负相关(r =-0.20~-0.33,均 P <0.05),收入及家庭背景的差值均与双方报告的 RPUS 总分呈正相关(r =0.14~0.25,均 P0.05);恋人间他评的性健康及责任感的差值均与双方报告的 RPUS 总分呈负相关(r =-0.25~-0.38,均 P <0.01),职业及家庭背景的差值与男性报告的 RPUS 总分呈正相关(r =0.20、0.18,均 P0.05)。男性恋爱资源中的责任感、性健康、学历和女性恋爱资源中的相貌、性格、能力对男性报告的 RPUS 总分有正向预测作用(β=0.14-0.34);男性资源中的责任感、性格、相貌、健康、能力和女性资源中的健康、学历对女性报告的 RPUS 总分有正向预测作用(β=0.14~0.27)。结论:恋人间责任感资源的对等性对恋爱质量有着积极的作用,家庭背景资源的对等性对恋爱质量有消极作用。

  • 一般疏离感量表测试大学生样本的效度和信度

    作者:陈维;赵守盈;罗杰;张进辅

    目的:考察一般疏离感量表(GAS)测试大学生样本的效度和信度。方法:选取1200名大学生进行调查,应用经典测量理论(CTT)和现代测量理论(IRT)进行信效度分析。在 CTT 框架下,首先用所有数据进行条目筛选;然后将数据按录入顺序奇偶分半检验结构效度,其中奇数序号用于探索性因素分析(EFA)和平行分析(PA),偶数序号用于验证性因素分析(CFA);采用孤独感量表(简版)(ULS-8)、一般自我效能感量表(GSES)和 Rosenberg 自尊量表(RSES)进行效标效度检验;在 IRT 框架下,用评定量表模型分析数据,包括残差主成分分析、条目拟合指标、测量信度(条目的分离指数和信度,被试的分离指数和信度)和怀特图。结果:CTT 框架下,删除条目2和5保留13个条目;EFA 和 PA均表明13个条目的 GAS 为单维结构;CFA 显示,量表拟合指标良好(χ2/df=2.689,P <0.001,CFI =0.897,TLI =0.877,RMSEA =0.055,SRMR =0.046);GAS 总分与 ULS-8、GSES 和 RSES 得分的相关系数为0.57、-0.60和-0.40(均 P <0.001);13个条目量表的 Cronbach α系数及可信区间为0.81(0.80,0.83)。在 IRT 框架下,首对残差特征值之比为1.6;除条目4以外,其余12个条目的 Infit 和 Outfit 值均在0.6~1.4之间;由12个条目组成 GAS 的条目分离指数为10.91,条目信度为0.99,被试分离指数为2.14,被试信度为0.82;条目难度与被试能力相匹配,近似于正态分布。结论:本研究形成的包含12个条目的一般疏离感量表具有良好的效度和信度,可以作为测量大学生疏离感的工具。

  • 大学生孤独感在人际适应性和手机互联网依赖关系中的中介效应

    作者:张岩;周炎根;裴涛

    目的:探索大学生孤独感在人际适应性和手机互联网依赖关系中的中介效应。方法:选取368名大学生(男176人,女192人),运用大学生适应性量表(CSAI)、孤独量表(UCLA)和大学生手机成瘾指数量表(MPAI)进行调查,使用 AMOS 18.0软件在人际适应性、孤独感和手机互联网依赖之间建立结构方程模型,检验孤独感在大学生人际适应性和手机互联网依赖之间的中介效应。结果:低人际适应性者(CSAI 总分<21分)的 MPAI 得分高于高人际适应性者(CSAI 总分>32分)(P <0.001)。大学生 CSAI 的人际适应性得分与 UCLA、MPAI 得分均呈负相关(r =-0.71、-0.25,均 P ﹤0.01);大学生UCLA 得分与 MPAI 得分呈正相关(r =0.32,P <0.01)。人际适应性对手机互联网依赖有负向预测作用(β=﹣0.28,P <0.001),引入孤独感中介变量后,人际适应性对手机互联网依赖预测作用无统计学意义(β=﹣0.08,P >0.05);人际适应性对孤独感有负向预测作用(β=﹣0.71,P <0.001),孤独感对手机互联网依赖有正向预测作用(β=0.29,P <0.001)。结论:大学生孤独感在人际适应性和手机互联网依赖之间具有完全中介效应。

  • 长途客运驾驶员的嗜睡及睡眠质量和生活习惯调查

    作者:王志寰;张妍;钟思嘉;黄蕊;孙少冉;李孟甲

    意外事故致死为我国第三大死亡原因,其中交通事故为意外致死的主要因素之一[1]。超速驾驶、酒后驾车是交通事故中常被提及的两个要素[2]。但有研究显示睡眠不足对驾驶员的影响近似于酒后驾车[3]。因睡眠不足、疲劳造成的过度嗜睡(ex-cessive daytime sleepiness,EDS)是造成交通事故的主要因素之一[4-5],特别是长途客运驾驶员因过度嗜睡造成的交通事故逐渐引起各界关注[6-8]。因此本研究调查长途客运驾驶员的嗜睡情况、睡眠质量和生活习惯。

  • 话务员心理困扰的有序 logistic 回归分析

    作者:田晓红;孙瑶瑶;邹桂元;刘春琴;厉萍

    目的:了解话务员心理困扰状况及其相关因素,为采取干预措施提供参考依据。方法:从山东省某通讯公司话务中心选取575名一线话务员,采用 K10量表(K10)、心理弹性量表(CD-RISC-10)、领悟社会支持量表(PSSS)和应对方式问卷(CSCQ)测量话务员的心理困扰、心理弹性、社会支持以及应对方式,采用有序 logistic 回归分析评估心理困扰的相关因素。结果:K10平均得分为(24.7±6.7),心理困扰总检出率为91.8%(528/575)。其中,轻度心理困扰者占24.5%(141/575),中度心理困扰者占45.4%(261/575),重度心理困扰者占21.9%(126/575);有序 logistic 回归分析结果表明,经济状况好(OR =1.74,95%CI:1.15~2.63)、心理弹性(OR =1.13,95%CI:1.10~1.17)和其他支持(OR =1.07,95%CI:1.02~1.12)水平高的话务员心理困扰程度较轻;采用较多消极应对(OR =0.29,95%CI:0.20~0.41)的话务员心理困扰程度较重。结论:本研究提示,话务员心理困扰检出率高。经济状况差、心理弹性和社会支持水平低、采用消极的应对方式可能是话务员心理困扰的相关因素。

  • 慢性精神分裂症男性患者维持吸烟原因的现况调查

    作者:杨可冰;张鸿燕;王志仁;杨清艳;赵荣江;聂鹰;牛雅娟

    目的:分析慢性精神分裂症男性患者维持吸烟行为的原因。方法:收集符合美国精神障碍与统计手册第4版(DSM-IV)于精神分裂症的分类诊断标准,病程5年以上,近3个月服抗精神病药物剂量未变化的男性吸烟患者188例,同时纳入61名自愿参加本研究的健康男性吸烟者作为对照组。采用阳性和阴性症状量表(PANSS)评定患者的临床精神病理症状,Fagerstrom 尼古丁依赖量表(FTND)评定患者烟草的依赖程度,RUSSELL 吸烟动机问卷(SMQ)评估患者组及对照组的吸烟原因。结果:RUSSELL 吸烟问卷调查结果显示,慢性精神分裂症男性吸烟患者药理维度的镇静一项的得分低于健康对照组外[3(0,9)vs.6(0,9),P <0.001],其他各分量表得分与对照组差异均无统计学意义;患者组中的重度依赖者少于健康对照组(2.7%vs.8.2%,P <0.05)。患者组 FTND 总分与目前服用的抗精神病药剂量(氯丙嗪当量)呈正相关(r =0.22,P <0.01)。多因素逐步线性回归分析显示患者组的 RUSSELL 总分(β=0.22)、自动(β=0.27)及镇静分(β=0.37)均低于对照组(均 P <0.001)。结论:慢性精神分裂症男性吸烟患者与普通吸烟人群相比,对镇静的需求较少、更少重度吸烟者以及吸烟动机较小,可能与住院患者吸烟受限制有关。

  • 首发未用药精神分裂症患者的认知功能与感觉门控 P50的关系

    作者:陈大春;李艳丽;杨可冰;王宁;聂鹰;张进国;张向阳

    目的:探讨首发精神分裂症患者的认知功能与感觉门控 P50关系。方法:使用美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)轴Ⅰ临床定式检查诊断首发精神分裂症住院患者106例,86名来自社区并且年龄、性别、受教育程度与患者匹配正常对照,采用听觉条件(S1)-测试(S2)刺激范式对所有研究对象进行 P50检测,检测指标为 S1、S2潜伏期和波幅,S2/S1抑制率,(Sl-S2)差值。根据抑制比,将 S2/S1≤0.4定义为抑制比正常,S2/S1>0.4定义为抑制比异常。采用精神分裂症认知功能成套测验中文版(MCCB)评估所有对象认知功能。结果:精神分裂症患者的 S1潜伏期、S2潜伏期长于正常对照组, S1波幅、(S1-S2)波幅低于对照组,S2/S1抑制率显著高于对照组(均 P <0.01);精神分裂症患者的MCCB 各维度得分均低于对照组(均 P <0.05)。精神分裂症患者 P50抑制率正常、异常者的 MCCB 分测验评分及总分差异无统计学意义(均 P >0.05)。多元逐步回归分析显示 P50抑制率、(S1-S2)波幅与MCCB 评分的相关性无统计学意义(均 P >0.05)。结论:首发精神分裂症患者的认知功能可能与感觉门控 P50抑制缺陷无关联。

  • 使用未来事件句子补全任务对精神分裂症患者未来想象能力评估的初探

    作者:甘明远;李春秋;李丽;吴宇泽;吕梦涵;汪毅

    目的:考察精神分裂症患者的未来想象在具体性、情绪效价、内容三个方面存在的缺损。方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-IV)诊断的精神分裂症患者25名,选取在性别、年龄、受教育年限、IQ 上相匹配的健康者25名作为正常对照,通过未来事件句子补全任务,探讨精神分裂症患者未来想象能力的缺损。结果:与正常对照相比,精神分裂症患者在进行未来情景想象时,想象的事件过于泛化,缺乏具体性信息[(0.13±0.10)vs.(0.31±0.12),P <0.01],在控制了工作记忆、言语记忆等功能后,缺损仍然存在[F (1,54)=6.60,P <0.05];在情绪方面,精神分裂症患者的积极情绪想象较少[(0.36±0.20)vs.(0.48±0.16),P <0.01];在内容方面,精神分裂症患者更多的想象和住院有关[0(0,0.64)vs.0,P <0.01]以及无法分类的事件[0.36(0.09,0.64)vs.0.09(0,0.36), P <0.01]而较少的想象和个人事业有关的事件[0(0,0.27)vs.0.18(0,0.45),P <0.01]。结论:本研究结果表明精神分裂症患者的未来想象在具体性上存在缺损。此外,精神分裂症患者想象的事件较为消极。

  • 心理治疗的普遍性机制与文化多样性

    作者:赵旭东;钱捷

    本文对印度尼西亚作者关于母系氏族社会母亲角色及其现代意义的文献进行评述,认为中国临床上也可见“文化灭绝”现象;从理解的心理学角度,强调文化共情的重要性,推介“推理及人、推己及人、情境化”的系统式临床思维。针对留守儿童、替代养育问题,结合不安全型依恋与儿少期、成年期心理障碍有关的理论,呼吁全社会重视此问题,向国际同道学习,关爱分离着的母亲和她们的子女。

  • 图式治疗合用氟伏沙明治疗强迫症的随机对照研究

    作者:张丽霞;冀成君;范宏振;郑军然;杨清艳;王泽荣

    强迫症是严重影响生活质量和社会功能的精神疾病之一,药物和心理治疗可以缓解这类患者的症状,心理治疗的发展趋势是整合性治疗[1-2]。图式治疗(Schema therapy,ST)整合了认知疗法、行为疗法、客体关系和完形治疗等理论观点,形成一种系统的结构化的心理治疗方法[3]。国外有研究报道,图式治疗对强迫症患者有效[4]。本研究通过比较图式治疗合用氟伏沙明和单用氟伏沙明对强迫症患者的疗效,探索开展图式治疗改善强迫症患者症状的适用性及其临床疗效。

  • 中医心理治疗理念简述

    作者:王洪志

    本文简述了中国传统医学心理治疗学的发展现况;介绍了中医心理治疗学的理论体系,包括阴阳五行学说和藏相学说,以及七情内伤心理活动的辩证关系。逐一介绍了中医心理治疗的方法,包括说理开导疗法、移精变气疗法、物证释疑疗法、以情胜情疗法、相反情绪疗法、激情刺激疗法、习以为常疗法及气功疗法等。

  • 灼口综合征与焦虑抑郁症状的病例对照研究

    作者:苏莎;刘宏伟;黄悦勤;韩莹;宋江园;木冬冬;季晓黎;金建秋;刘晓丹;徐偲

    目的:分析灼口综合征(BMS)患者的焦虑及抑郁症状,探讨 BMS 的危险因素。方法:以口腔医院黏膜科诊断为 BMS 的147名患者作为病例组;以性别及年龄匹配的正常人群140人作为对照组,进行病例对照研究。采用自制的 BMS 危险因素问卷收集病例组和对照组的全身情况和药物史;采用焦虑自评量表和抑郁自评量表评价试验组和对照组的焦虑抑郁症状。统计方法包括 t 检验,χ2检验和 logistic 回归分析。结果:病例组焦虑症状评分高于对照组[(44.4±9.9)vs.(35.7±6.2)],病例组抑郁症状评分高于对照组[(48.1±11.6)vs.(37.5±8.9)],差异有统计学意义(P <0.001)。BMS 的危险因素为受教育程度低(OR =1.91,95%CI:1.04~3.49)、缺血性脑卒中史(OR =4.46,95%CI:1.87~10.95)、焦虑症状(OR =8.12,95%CI:2.60~25.37)及抑郁症状(OR =2.5795%CI:1.26~5.27)。结论:BMS是多因素导致的疾病,其中较低的受教育水平、缺血性脑卒中史、焦虑及抑郁症状是 BMS 的主要危险因素,对 BMS 的治疗应联合精神科,加强心理治疗手段。

  • 宁夏社区居民宗教性与自杀意念病例对照研究

    作者:井劲云;王志忠;张波;黄悦勤

    目的:探讨宗教性与自杀意念的关联性,为民族地区自杀的防治提供参考。方法:利用宁夏地区精神障碍流行病学调查资料,比较近1年有自杀意念的居民与无自杀意念者的宗教性情况,非条件 lo-gistic 回归模型用于分析影响因素。结果:单因素分析结果显示,女性、农村户籍、川区居民、文盲、已婚者的自杀意念发生风险较高(P <0.05)。Logistic 回归结果显示,宗教信仰(OR =0.96,95%CI:0.74~1.24)、宗教参与(OR =0.82,95%CI:0.60~1.11)、宗教重要性(OR =1.08,95%CI:0.83~1.40)、信仰程度(OR =0.80,95%CI:0.57~1.12)在自杀意念组与对照组差异无统计学意义(P >0.05)。结论:宁夏社区居民宗教性与自杀意念发生风险无统计学关联。

  • 武警士兵处置突发性群体暴力事件7周创伤后应激症状的调查

    作者:王新源;刘静霞;杨亚黎

    有研究显示,对120名参加救灾的消防人员地震后5个月进行问卷调查,结果显示21.4%符合PTSD 诊断标准,16.7%出现明显的应激症状[1]。本研究对参加处置2009年7月5日发生在乌鲁木齐市突发性群体暴力事件(下文简称“7.5”事件)7周后的武警士兵做了应激症状相关调查,意旨在了解处置突发性群体暴力事件后武警士兵出现创伤后应激的心理状况,为今后进行有针对性的应激心理危机干预提供参考。

中国心理卫生分期目录
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

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