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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:
  • 大学生汉语阅读流畅性与文本切分方式和切分间距的关系

    作者:刘梦连;江紫薇;赵婧

    阅读流畅性是读者自然、轻松地阅读时,具有一定程度的解码准确性和阅读速度[1].阅读流畅性会受到切分方式和切分间距的影响.拼音文字的研究发现删除英语文本中词边界信息会阻碍正常读者的阅读流畅性[2].切分间距的改变也会影响阅读流畅性,有研究发现在保留单词词切分的基础上,扩大单词内字母间距,结果表明单词内字母间距适当增大可促进正常读者和阅读障碍儿童的阅读流畅性[3-4].汉语作为无切分文本与拼音文字不同.

  • 大学生主动性人格、职业决策自我效能感与自我同一性状态的关系

    作者:李亚奇;王树青

    目的:考察大学生主动性人格、职业决策自我效能感与自我同一性状态之间的关系.方法:在济南、青岛两地的2所普通高校中选取大学生394人(男171人,女223人).采用主动性人格量表(PPS)、大学生职业决策自我效能感量表(CDMSE)和自我同一性状态客观性测量问卷(第2版)(EOM-EIS-2,分为同一性获得、同一性延缓、同一性早闭、同一性扩散4个分量表)进行调查.通过结构方程模型技术考察各变量之间的关系.结果:男生CDMSE总分及各分量表得分(除信息收集外)均高于女生;男生EOM-EIS-2同一性获得分量表得分高于女生,而同一性早闭分量表得分低于女生(P <0.001或P<0.05).PPS得分、CDMSE得分均正向预测同一性获得得分(R2=0.33、0.41),而负向预测同一性扩散得分(R2 =0.03、0.11);PPS得分正向预测同一性延缓得分、CDMSE得分(R2=0.08、0.32),进而以CDMSE得分为中介对同一性获得得分产生正向预测作用(R2=0.49),对同一性扩散得分产生负向预测作用(R2=0.11).结论:大学生主动性人格、职业决策自我效能感与自我同一性状态之间关系密切,职业决策自我效能感在主动性人格对自我同一性的影响中起中介作用.

  • 大学生共情在亲社会行为与尴尬间的中介作用

    作者:刘艳丽;陆桂芝;张守臣;金童林;张亚利

    目的:探讨大学生认知共情与情绪共情在亲社会行为与尴尬关系中的链式中介作用.方法:选取哈尔滨市2所高校部分在校大学生380人[男159人,女221人;年龄17~27岁,平均(21±2)岁],采用青少年亲社会倾向量表(PTM)、尴尬易感性量表中文版(SES)和中文版人际反应指针量表(IRI-C)进行测量,采用结构方程模型和Bootstrap法对共情在亲社会行为与尴尬间的中介作用进行检验.结果:认知共情与情绪共情在亲社会倾向与尴尬间具有链式中介作用,Bootstrap输出的95%可信区间为(0.15,0.28),其中介效应为遮掩效应,间接效应与直接效应的比例的绝对值为| 0.03/-0.15 |,且性别在尴尬对认知共情的作用中存在调节效应.结论:尴尬情绪会直接抑制个体的亲社会倾向,尴尬也可以通过认知共情与情绪共情间接对个体的亲社会倾向产生作用,促进其亲社会行为产生.

  • 抑郁症患者治疗前血浆microRNA-16、microRNA-195表达水平研究

    作者:冯倩;汤臻;周华;孙沁怡;朱浩;邱晨红;周沁;赵中

    目前我国抑郁症患病率为1.6%,终身患病率为3.3%[1].世界卫生组织曾报道,在全球范围内,共有超过3.5亿人患有抑郁症,遍布各个年龄组.它以情绪低落、思维迟缓、意志活动减退和躯体症状为主要表现.抑郁症发病机制仍不明确,与遗传因素、生物学因素和心理社会因素相关.研究表明,大脑内5-HT的代谢与抑郁症明显相关,尤其是中枢5-HT的减少可导致抑郁症[2].根据miR-NA靶基因预测发现,与人类5-HT转运体基因相关的miRNA有miR-15b,miR-15a,miR-424,miR-497,miR-16,miR-195等[3].已有研究表明miR-16、miR-195与5-HT再摄取相关[4].

  • 扩展版布罗塞特暴力风险评估量表的效度和信度

    作者:张娟;孙秀丽;严保平;刘杰;吴宇飞;栗克清

    目的:对扩展版布罗塞特暴力风险评估量表(BVC-E)进行效度和信度检验.方法:应用BVC-E对679例符合疾病和有关健康问题的国际统计分类第十次修订本(ICD-10)诊断的精神障碍患者进行评估,计算内容效度指数评价其内容效度;采用量表的灵敏度、特异度、ROC曲线下面积评价其效标效度;采用组内相关系数评价评定者间信度;计算Cronbach α系数评价内部一致性信度.结果:BVC-E量表水平的内容效度指数为0.94;以语言攻击、物品攻击、他人攻击、自身攻击作为结果变量时,ROC曲线下面积为0.941,当截断点为3时,其灵敏度高于原量表BVC(89.4% vs.78.9%,P<0.001);以他人攻击作为结果变量时,ROC曲线下面积为0.974,当截断点为4时,其灵敏度高于原量表BVC (92.7%vs.74.5%,P<0.001);量表各条目间的组内相关系数为0.930~0.984,总的组内相关系数为0.985;Cronbach α系数为0.732.结论:BVC-E量表在扩展后灵敏度有所提升,更能精确地预测精神科的暴力事件.

  • 集体心理咨询提升大学生生命意义感的干预研究

    作者:冯缦;刘利;刘娟;曹瑞霞;刘博;高晨阳

    目的:探讨集体心理咨询对提升大学生生命意义感的干预效果.方法:在甘肃省某大学中公开招募生命意义不确定的大学生自愿者53人,随机选取其中20人为集体心理咨询组(咨询组),其余33人为对照组.对咨询组实施提升生命意义感为目标的集体心理咨询(每周1次,每次3h,共6次),对照组处于常态.采用生活目的测验(PIL)、贝克自杀意念量表中文版(BSI-CV)和自编集体心理咨询干预评价表评估干预效果.结果:干预前,两组的PIL总分及各维度得分差异均无统计学意义(均P>0.05).干预前后的差值比较显示,咨询组PIL总分及生活感受、生活目标、生命态度3个维度得分差值均高于对照组[(11.89±8.70) vs.(-0.87±2.77),(5.83±5.94) vs.(-0.22±1.38),(4.72±3.77) vs.(-0.52±1.70),(1.17±1.67) vs.(-0.09±1.04);均P<0.01].在集体心理咨询干预评价表的3个评价维度上,给予满意评价的咨询组成员的百分比分别为96.3%、87.6%、85%.结论:集体心理咨询对提高大学生的生命意义感具有积极作用.

  • 婴儿睡眠发展模式及其相关因素的队列研究

    作者:董叔梅;林青敏;朱丽霞;姜艳蕊;宋沅瑾;孙莞绮;王广海;江帆

    目的:通过队列追踪研究探索我国婴儿睡眠模式发展轨迹并评估常见不良入睡习惯与睡眠质量的关系.方法:在上海浦东新区仁济医院按照入组标准共招募262例健康新生儿,其中男孩132例,女孩130例.在婴儿42天以及3、6、9、12月龄时进行追踪随访,使用国际通用简明婴儿睡眠问卷-加长版(BISQ-E)评估婴儿睡眠及睡眠习惯.结果:婴儿白天睡眠时间在42天、3月龄6月龄变化显著,从42天的(6.6±2.8)h逐渐减少到6月龄的(3.7±1.5)h;夜间睡眠时间在42天及3月龄变化显著,从42天的(7.6±2.3)h逐渐上升到3月龄的(8.7±2.0)h;夜间觉醒次数从42天的平均(2.4±0.8)次减少为3月龄的(1.6±0.8)次,6、9月龄婴儿的觉醒次数有轻度的反弹,分别为(1.7±1.1)和(1.6±1.0)次,到12月龄左右,觉醒次数再次下降到(1.2±0.8)次;婴儿不良入睡方式在各随访点所占比例分别为96.1%、96.1%、92.2%、84.0%和78.5%;婴儿夜间觉醒次数与奶睡(含乳头或奶瓶入睡)以及奶睡加抱睡(拍抱或摇晃入睡)入睡方式呈正相关(标准化β=0.31 ~0.40;均P<0.05).结论:婴儿睡眠模式在出生后6个月内变化显著,6 ~12个月变化趋于平稳.不良入睡方式与婴儿夜间觉醒明显相关.

  • 学龄期儿童在后通牒游戏中的利他惩罚行为表现

    作者:刘步云;静进;李秀红;杨文翰;梁晶晶;戴美霞;林力孜;肖启蓬

    目的:探讨学龄期儿童的利他惩罚行为表现特征.方法:在广州市某小学招募正常儿童80人(男35例,女45例,年龄6~11岁).采用后通牒游戏(UG)范式评估儿童的利他惩罚行为,并分析年龄、性别、行为成本对儿童利他惩罚决策的影响.分别使用广义线性混合效应模型和线性混合效应模型对儿童的行为反应(接受/拒绝)和反应时间进行分析.结果:63例(77.8%)儿童进行了利他性惩罚.对行为反应的分析显示,年龄(P>0.05)、性别(P>0.05)的主效应均无统计学意义,而分享值的主效应有统计学意义(P<0.001),即仅分享值大小影响儿童在UG中的行为决策.对反应时的分析显示,年龄,性别和行为反应的主效应无统计学意义(均P>0.05),分享值(P<0.05)的主效应有统计学意义,即分享值大小对儿童的反应时有影响.结论:学龄期儿童已表现出利他惩罚行为倾向,并且其行为表现和反应速度均与分享值即行为成本密切相关.

    关键词: 儿童 利他惩罚 行为
  • 小学生应激性生活事件量表的编制

    作者:刘舒丹;刘琴;罗燕;文一

    目的:编制小学生应激性生活事件量表并检验其效度和信度.方法:通过对小学生、家长及教师的开放式问卷调查和查阅文献,编制小学生应激性生活事件量表(SSLEPSS).选取重庆市1所小学的学生386人进行预测,对初始量表进行条目筛选及探索性因子分析;在另外4所小学选取小学生1419人进行正式施测,对正式量表进行验证性因子分析及信度检验;采用中小学生心理健康量表(MHT)进行效标效度检验;两周后从中选取小学生99人进行重测.结果:SSLEPSS包含30个条目,分为5个维度,因子负荷在0.43 ~0.77之间,可解释总变异的51.14%;验证性因子分析结果显示因素模型拟合良好(x2/df=4.00,GFI=0.93,AGFI=0.91,CFI=0.85,IFI=0.86,RMSEA=0.05);除SSLEPSS师生关系维度得分与MHT自责倾向分量表得分的相关无统计学意义外,SSLEPSS总分及各维度得分与MHT总分及各分量表得分均呈正相关(r =0.24~0.57,均P<0.01).总量表的Cronbach α系数为0.89,各维度的Cronbachα系数为0.60~0.78;总量表重测信度(ICC)为0.81,各维度的重测信度为0.63~0.74.结论:小学生应激性生活事件量表有较好的效度和信度,能够作为测量小学生心理应激水平的工具.

  • 首诊注意缺陷多动障碍儿童的语义理解与工作记忆

    作者:张姗红;王微;钟舒明;黄景玉;赖顺凯;贾艳滨

    目的:探讨注意缺陷多动障碍(ADHD)儿童语义理解与工作记忆特点及其二者间的关系.方法:按照美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)关于ADHD的诊断标准,纳入30例首诊未用药的ADHD儿童(年龄6-13岁),同时纳入性别、年龄相匹配的30例正常儿童作为对照组.采用中文版注意缺陷多动障碍评定量表-父母版(SNAP-Ⅳ)进行症状评估,采用中国修订韦氏儿童智力量表(C-wISC)的词汇分测验和皮博迪图片词汇测验(PPVT)中文修订版进行语义理解测验,用数字广度测试言语工作记忆,心理旋转和点矩阵任务测试视觉空间工作记忆.结果:ADHD组词汇测验得分[(12.2±2.7) vs (14.4±2.9),P<0.05]、PPVT得分[(112.3±9.7) vs (117.5±8),P<0.05]均低于对照组;ADHD组数字广度-倒背[(3.9±1.4)vs(5.1±1.7),P<0.05]、心理旋转[(4.9±1.8) vs (6.0±1.7),P<0.05]及点矩阵任务得分[(2.7±1.4) vs (3.5±1.5),P<0.05]均低于对照组,数字广度-顺背两组差异无统计学意义(P>0.05);ADHD组词汇得分与心理旋转任务得分呈正相关(r=0.40,P<0.05),PPVT测试与工作记忆各测试结果的相关均无统计学意义(P>0.05),对照组词汇测验、PPVT测试与各项工作记忆测试结果的相关无统计学意义(P>0.05);ADHD组的注意缺陷、多动/冲动因子及其总分与点矩阵任务呈中度负相关(r=-0.56~-0.60,均P<0.05).结论:首诊ADHD儿童存在语义理解缺陷和工作记忆损伤,视空间工作记忆可能对ADHD儿童的语义理解有干扰作用.

  • 高中生未来取向的特征及其与友谊质量和自尊的关系

    作者:周丹;高一然;边玉芳

    目的:探究高中生未来取向发展特点及其与友谊质量、自尊的关系.方法:选取北京市高二学生463人(男213人,女250人),采用未来取向问卷(FOQ,包括探索、投入2个维度)、友谊质量问卷(FQQ,包括信任与支持、陪伴与娱乐、肯定价值、亲密袒露与交流、冲突与背叛5个维度)、自尊量表(SES)分别测量未来取向、友谊质量和自尊水平.结果:高中生未来取向发展的类型可分为高未来取向型(33.9%)、高投入低探索型(27.9%)、低未来取向型(11.6%)、高探索低投入型(26.6%).FQQ得分正向预测探索(β=0.38)和投入得分(β=0.38),SES得分在FOQ与FQQ得分中起部分中介效应,中介效应占总效应的49.1%、25.8%.结论:高中生未来取向可能存在个体差异,友谊质量可直接或间接通过自尊影响未来取向.

  • 911恐怖袭击后的心理危机干预

    作者:童永胜;庞宇;杨甫德

    恐怖袭击会对遭袭人群及周边相关人群造成强烈的心理冲击.美国911恐怖袭击事件发生后,现场亲历者、罹难者家属、各类救援人员遭受的心理冲击为严重.911事件亲历者大都会出现应激相关症状,警觉性增高、失眠、回避为常见;心理危机干预的重点是稳定心理创伤者的情绪、正常化其心理危机反应、消除非现实感、协助寻找社会支持和资源.

  • 精神科医师述情障碍与工作倦怠的关系

    作者:张胜军;杨程甲;郭月平;许明智

    目的:分析精神科医师述情障碍与工作倦怠的关系,探讨影响精神科医师工作倦怠的因素.方法:对4所精神专科医院的1 12名从业1~31年的精神科医师进行间卷调查,采用Maslach工作倦怠量表通用版(MBI-GS)和多伦多述情障碍20项量表(TAS-20)评估工作倦怠和述情障碍水平,按照芬兰“健康2000”系列研究界定倦怠标准,应用多重线性回归分析评价述情障碍对工作倦怠的预测作用.结果:13.4% (15/112)的精神科医师存在重度工作倦怠.相关分析显示,TAS-20总分(r=0.22,P<0.05)和“情感辨别不能”得分(r =0.23,P<0.05)与MBI-GS总分呈正相关,TAS-20总分(r=0.30,P<0.01)及“情感辨别不能”(r =0.33,P<0.01)、“情感描述不能”得分(r=0.27,P<0.01)与MBI-GS“成就感降低”因子分呈正相关.多重线性回归分析显示,“情感辨别不能”因子得分与“成就感降低”因子得分呈正向关联(β =0.36,P<0.05).结论:精神科医师倦怠问题突出,情感辨别不能可能是成就感低落的预测因素.

  • 厦门市基层重性精神病健康管理人员现况调查

    作者:洪旭;杨莉

    目的:了解厦门市现有基层医疗卫生机构重性精神病健康管理人员人力资源现状及存在问题.方法:本研究采用现况研究,用自编问卷调查厦门市所有基层医疗卫生机构精神卫生防治工作相关情况,以及全体重性精神病健康管理人员的基本情况与工作情况.调查包含所有38家基层医疗卫生机构全部43名重性精神病健康管理人员,并对其中7人进行访谈,了解重性精神病健康管理人员从事精神卫生防治工作的困难及原因.结果:全市38家基层医疗卫生机构三年内50%存在重性精神病健康管理人员变动情况,全市43名重性精神病健康管理人员以中青年为主,受教育程度普遍较高,平均工作年限3.58年;90.7%为兼职从事精神卫生工作人员,精神卫生工作时间平均占比35%.人员普遍感觉从事精神卫生工作有困难,困难原因表现为工作压力大,人力不足,相关人员工作配合度不足等.结论:本研究发现厦门市基层医疗卫生机构重性精神疾病健康管理人员仍存在人力不足,流动性大等问题,建议保持精防人员稳定性,根据工作量提高人员配比,增加精神卫生专业培训,保证基层医疗卫生机构重性精神疾病健康管理人员的数量与质量,促进精神卫生防治工作开展.

  • 抑郁性认知量表中文版在社区成人中应用的效度和信度

    作者:苗庆山;孔祥娟;肖鹏;岳阳;田建全

    目的:评价抑郁性认知量表(DCS)中文版在社区成年人中应用的效度和信度.方法:在山东省济宁市8个社区选取≥18岁社区居民595人完成DCS中文版评定,采用探索性因子分析检验DCS的结构效度,计算Cronbach α系数评价DCS的内部一致性.选取其中79例对象完成2周后的DCS重测.结果:探索性因子分析提取1个公因子,方差贡献率为64.5%;DCS中文版内部一致性Cronbach α系数为0.91;2周重测信度系数为0.88 (P <0.001).结论:抑郁性认知量表中文版在社区成年人中具有较好的结构效度和信度,但其效标效度尚须进一步研究.

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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