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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大学生主观幸福感与时间管理倾向在微博成瘾与成就动机关系中的中介作用
目的:探讨大学生成就动机与微博成瘾的关系,以及主观幸福感和时间管理倾向的中介作用.方法:选取451例大学生(男135例,女316例),采用成就动机量表(AMS)测量成就动机,总体主观幸福感量表(SWB)测量主观幸福感,时间管理倾向量表(TMD)测量时间管理倾向和微博成瘾状况调查问卷(MEUS)测量微博成瘾.结果:AMS、SWB、TMD得分和MEUS得分之间负相关(r=-0.25～-0.30,均P＜0.01),AMS、SWB、TMD得分之间两两正相关(r=0.16～0.38,均P＜0.01);成就动机得分影响微博成瘾得分的通径有3条,分别为直接影响微博成瘾得分,通过主观幸福感得分单独的中介效应影响微博成瘾得分(95％ CI分别为-0.11～-0.04),通过主观幸福感得分与时间管理倾向得分的多重中介作用影响微博成瘾得分(95％ CI为-0.09～-0.02).结论:主观幸福感和时间管理倾向在成就动机对大学生微博成瘾的预测中起多重中介作用.
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大学新生心理韧性的潜类别与入学适应
目的:了解大学新生心理韧性的潜在类别及其与入学适应的关系.方法:在贵州、山东和内蒙古的4所高校中选取大一入学新生565名,采用青少年心理韧性量表(RSCA)调查心理韧性状况,采用大学新生适应性问卷(FAI)调查入学适应状况.采用潜在剖面分析探讨心理韧性的潜在类别.结果:大学新生的心理韧性可分为低韧性-支持(19.8％),中等韧性-低协助(33.1％)和高韧性(47.1％)3个潜在类别.不同心理韧性类型大学新生在FAI的学习适应、专业适应、人际适应、情绪适应维度得分上差异均有统计学意义(均P ＜0.001),低韧性-支持组学习适应和专业适应维度得分均低于中等韧性-低协助组,高韧性组学习适应、专业适应、人际适应和情绪适应维度得分均高于其余两组.结论:大学新生的心理韧性具有明显分类特征,且与入学适应关系密切.
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大学生手机依赖与认知失败的关系——自尊和抑郁的链式中介作用
手机依赖是个体因使用手机行为失控,导致生理、心理和社会功能明显受损的痴迷状态[1].认知失败指个体的认知能力在执行认知任务时不足或受损,导致个体无法成功执行每天通常能够执行的任务[2].手机依赖者在完成认知活动时,容易受外部分心刺激或内部自我思考的引导而使注意力游离在任务之外而导致认知失败[3].从手机依赖者人格特征来看,低自尊是其一.过度的网络使用会减少个体的自我控制能力,使其产生自我怀疑和挫败感,降低其自尊水平[4].手机依赖者还会有更高的抑郁水平,因为他们的情绪管理能力较弱,所以会体验到更多抑郁情绪[5].同时,低自尊者由于可利用缓冲痛苦的自尊资源较少而有更高的抑郁体验[6].此外,自尊[7]和抑郁[8]也被发现会单独或协同诱发认知失败.因此本研究探讨大学生手机依赖与认知失败的关系,以及自尊与抑郁在其中的作用,为今后大学生手机依赖干预工作提供参考.
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大学生焦虑在手机依赖与核心自我评价间的中介效应
目的:探究大学生的焦虑在核心自我评价与手机依赖关系之间的中介效应.方法:采用手机依赖量表(MPAI)、核心自我评价量表(CSES)及焦虑自评量表(SAS)对759例大学生集体施测.结果:本样本中手机依赖筛查阳性的比例是73.0％;手机依赖组的MPAI得分低于非手机依赖组,而SAS得分高于非手机依赖组(P＜0.001);大学生CSES得分与MPAI得分呈负相关(P＜0.01),而SAS得分与MPAI得分呈正相关(P＜0.01);核心自我评价对手机依赖有负向预测作用,焦虑对手机依赖有正向预测作用;焦虑在核心自我评价与手机依赖之间起部分中介作用,中介效应占总效应的比例为34.2％.结论:核心自我评价是影响手机依赖的重要因素,能够直接对手机依赖产生影响,也可通过焦虑间接对手机依赖产生影响.
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住院精神分裂症患者攻击行为的特征及相关风险因素
目的:探索住院精神分裂症患者攻击行为的特征,探讨个人成长环境对攻击行为发生的影响.方法:选取416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)中精神分裂症标准的住院患者,使用阳性和阴性症状量表(PANSS)、外显攻击行为量表(MOAS)和攻击行为危险因素自编问卷评估患者精神症状、攻击行为及其环境影响因素.结果:住院精神分裂症患者外显攻击行为发生率47.8％ (199/416).其中,男性体力攻击行为显著多于女性(35.5％ VS.19.6％,P＜0.001).患者存在两种以上攻击行为的比率为32.9％.非条件logistic回归分析结果显示:PANSS阳性症状高分(OR=1.12,P＜0.001)是攻击行为发生的危险性因素,女性(OR =0.61,P＜0.05)、与父亲关系融洽(OR=0.74,P＜0.05)和父亲无家暴(OR=0.39,P＜0.01)是攻击行为发生的保护性因素.结论:本研究提示近半数住院精神分裂症患者存在外显攻击行为,相对较好的个人成长环境可能在一定程度上会降低攻击行为的发生.
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精神分裂症患者人身攻击行为的精神病理特征
目的:探讨精神分裂症患者人身攻击行为的精神病理特征.方法:选取2012年9月-2015年12月在北京回龙观医院门诊和住院的精神分裂症患者422例,根据既往有过至少一次明显的、有记录的人身攻击行为:伤人、自伤;以及既往没有出现过任何人身攻击行为:包括明显的伤人、自伤等风险行为,分为有人身攻击行为组(n=147)和无人身攻击行为组(n =275).用阳性和阴性症状量表评估阳性症状、阴性症状和一般精神病理症状;Hoffman幻听量表评估幻听症状;修改版外显攻击行为量表评估人身攻击(自身攻击或体力攻击)情况.结果:分层回归分析结果显示年龄小(β=-0.043,P=0.051)、男性(β=1.150,P=0.033)、Hoffman得分高(β=0.078,P=0.027)的精神分裂症患者易发生人身攻击行为(P＜0.05).结论:年轻、男性、伴有幻听的精神分裂症患者易发生人身攻击行为.
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不同程度孤独感儿童学校动力绘画中的人际认知特征
目的:探讨高、低孤独感儿童在学校动力绘画中的认知特征差异,以及绘画特征与孤独感的关系.方法:选取北京市、河北省及广东省共4所小学学生896例,用儿童孤独感量表评估其孤独感水平,以孤独感量表得分的中值分数为分界分为高孤独感组441例(孤独感量表得分＞24分),低孤独感组414例(孤独感量表得分＜24分).采用学校动力绘画的人物尺寸、人物间距离指标测量儿童人际认知特征.结果:高孤独感组的各人物尺寸均小于低孤独感组(均P＜0.01);人物类型与孤独感分组的交互作用有统计学意义(P＜0.05),且高孤独感组绘画中老师相对尺寸大于低孤独感组(P＜0.001),而同伴相对尺寸小于后者(P＜0.001);儿童绘画中自己-老师距离大于自己-同伴距离(P＜0.001),孤独感分组在人物间距离上的主效应无统计学意义(P＞0.05);孤独感得分与自己尺寸、同伴尺寸呈负相关(P＜0.01),与老师相对尺寸呈正相关(P＜0.01).结论:高孤独感儿童在学校动力绘画中呈现出各人物尺寸、同伴相对自己尺寸更小,而老师相对自己尺寸更大的特征,且儿童孤独感与绘画中自己、同伴尺寸负相关,与老师相对自己尺寸正相关.
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中文版青少年自我超越量表的效度和信度
目的:修订英文版青少年自我超越量表,并对量表效度和信度进行分析与评价.方法:选取高中生888例(男生552例,女生336例),随机分成两部分(样本1,样本2),样本1进行条目分析与探索性因子分析,样本2作验证性因子分析与效标关联效度分析.以幸福感指数量表,中学生希望特质量表为效标工具测量其效标关联效度.两周后选取某一班级41例学生重测.结果:量表条目水平内容效度指数I-CVI值为0.85 ～0.94,总条目的CVI值为0.87;探索性因子分析提取4个公因子,方差累积贡献率为56.4％.验证性因子分析得出CMIN/DF=2.71,RMSEA=0.06,RMR =0.04,AGFI =0.91,GFI =0.94,CFI=0.91,模型适配尚可.青少年自我超越总分与幸福感总分及希望总分呈正相关(r=0.57、0.68,P＜0.01),提示具有较好的效标关联效度.量表Cronbach α为0.83,重测信度系数为0.81 (P ＜0.01).结论:中文版青少年自我超越量表具有良好的效度和信度,可用于测量我国青少年自我超越水平.
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伤害倾向性特征青少年人群负性生活事件的病例对照研究
目的:探讨伤害倾向性特征的青少年人群的负性生活事件特征,为预防青少年多发性伤害提供理论依据.方法:采用病例对照研究的方法,使用青少年生活事件量表(ASCLE)、Beck焦虑量表(BAI)、Beck抑郁自评量表(BDI)和家庭功能指数量表(APGAR)等工具,对伤害倾向性组和对照组进行测量,比较伤害倾向性组和对照组在负性生活事件频度和应激量,并通过多因素logistic回归分析探索伤害倾向性与各研究因素之间的关系.结果:伤害倾向性组有17项生活事件的频度高于对照组且差别有统计学意义;单因素分析显示伤害倾向性组的BAI、BDI和ASLEC得分均高于对照组;多因素logistic回归显示负性生活事件丧失因子应激量(OR=1.06,P=0.025)和焦虑状况(OR=1.05,P＜0.001)是伤害倾向性的危险因素.结论:伤害倾向性特征青少年人群伤害的发生与其经历的负性生活事件存在着一定的关系,应当根据其生活环境特征开展保护并予以健康教育,预防伤害的进一步发生.
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少年精神病态特质量表中文版的效度和信度
目的:引进和修订少年精神病态特质量表中文版(YPI-Ch)并考察其效度和信度.方法:以四川省两所中学的1240例初中生为施测对象,以YPI-Ch中文版为工具,通过探索性和验证性因素分析考察量表的结构效度,使用明尼苏达多项人格测验精神病态分量表(MMPI-Pd)考察量表的校标效度,一周后对其中60例进行重测考察重测信度.结果:修订后的YPI-Ch探索性因素分析结果显示该量表为三因素结构,分别命名为人际风格、情感风格、行为风格,可解释总变异的51.9％.验证性因素分析结果显示三因素模型拟合良好(x2=190.39,df=32,P＜0.001;RMSEA=0.09,GFI=0.94,CFI=0.96,AGFI=0.90);效标效度分析表明YPI-Ch总分与MMPI-Pd呈正相关(r=0.42,P＜0.01).总量表的内部一致性系数为0.90,各分量表的内部一致性系数在0.43～0.84之间,其中不诚实魅力、夸大、操纵、无悔意、寻求刺激以及不负责6个分量表内部一致性信度均≥0.75;总量表的重测信度(ICC)为0.92.结论:少年精神病态特质量表中文版具有良好的信度和效度,可以作为少年精神病态测量的有效工具.
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中学生自尊和评价恐惧在心理素质与社交焦虑中的中介作用
目的:探讨中学生心理素质与社交焦虑的关系,以及自尊和评价恐惧在其中的中介作用.方法:采取整群分层随机抽样选取全国七省市1459例中学生,采用中学生心理素质量表(简化版)(BPSQM)、自尊量表(SES)、简式负向评价恐惧量表(BFNES)、正向评价恐惧量表(FPES)和社交回避与苦恼量表(SAD)分别对中学生的心理素质、自尊、负向评价恐惧、正向评价恐惧和社会焦虑水平进行测量,采用结构方程模型的Bootstrap法对自尊和评价恐惧在心理素质与社交焦虑间的中介作用进行检验.结果:相关分析显示,BPSQM得分与SES得分正相关(r=0.52,P＜0.01)、与BFNES、FPES、SAD得分(r=-0.19--0.34,Ps＜0.01)负相关(r=-0.34,P＜0.01);结构方程模型检验中介效应表明,SES得分在BPSQM得分与SAD得分的关系中起部分中介作用,SES得分和BFNES得分在BPSQM与SAD得分关系中起链式中介作用,SES得分和FPES得分在BPSQM得分与SAD得分关系中起链式中介作用,模型拟合指数良好.结论:中学生心理素质与社交焦虑关系密切,自尊和评价恐惧在心理素质和社交焦虑之间发挥中介作用.
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新生儿重症监护病房住院早产儿母亲产后抑郁与早期泌乳量的相关性
目的:探讨新生儿重症监护病房(NICU)住院早产儿母亲产后抑郁与早期泌乳量的相关关系.方法:选取山东省某三级甲等综合医院122例NICU住院早产儿母亲为研究对象,采用现况调查法对研究对象在患儿住院期间的泌乳量进行连续跟踪测定.应用爱丁堡产后抑郁量表(EPDS)对其进行产后抑郁筛查,以EPDS得分≥10分为产后抑郁筛查阳性,将阳性者纳入产后抑郁筛查阳性组;EPDS得分＜10分者纳入正常组,比较两组研究对象产后早期每日泌乳量及平均吸奶频率,并分析EPDS得分与泌乳量的相关性.结果:NICU住院早产儿母亲产后抑郁筛查阳性率为58％ (58/100).阳性组产后第11～14天泌乳量低于正常组(均P＜0.05/14),平均吸奶频率也低于正常组(P＜0.05).EPDS得分与产后第2天及第11～14天泌乳量均呈负相关,相关系数在-0.38～-0.35之间(均P＜0.05/14).结论:本研究提示,NICU住院早产儿母亲产后抑郁筛查阳性率高,产后抑郁可能对其产后早期泌乳量产生不利影响.
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母亲孕期及产后抑郁与子代行为问题关系的meta分析
目的:运用meta分析方法评价母亲孕期及产后抑郁与子代行为问题的关系.方法:检索Pubmed、Embase、中国知网、维普及万方数据库1980-2017年,收集相关文献,由2位研究员独立交叉筛选文献及提取资料后,采用Comprehensive meta-analysis V2.0软件进行meta分析.结果:共纳入13篇文献.Meta分析结果显示,母亲孕期、产后及持续性抑郁得分与子代行为问题总分的合并OR值分别为1.83(1.35 ～2.47)、2.49 (2.13～2.92)、1.93 (1.24～2.99),均有统计学意义(均P＜0.01);母亲产后抑郁与子代内隐性行为问题得分合并OR值为2.23 (1.66 ～3.01),具有统计学意义(P ＜0.001),但与外显性行为问题得分合并OR值为1.32 (0.77～2.28),无统计学意义(P＞0.05).结论:母亲妊娠期、产后及孕产期持续性抑郁可能增加子代行为问题的风险.
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老年人外倾性人格特质与行为抑制的诱发电位研究
行为抑制是个体对不符合当前目标的反应或行为的抑制控制,对个体适应环境变化具有重要意义[1].认知加工不仅需要激活当前任务相关信息,还需要抑制任务无关信息,因此有研究认为抑制控制能力衰退是导致认知老化的主要原因[2].随着个体的衰老,干扰因素更容易进入到工作记忆中,从而导致整个认知过程的衰退.已有的研究提示,外倾性人格特质与抑制控制能力之间可能存在联系,例如外倾性与情绪调节的注意分配策略密切相关[3-4],而行为抑制作为抑制控制的一个子类,也是重要的情绪调节策略之一.本研究探讨老年人外倾性人格与行为抑制之间的关系.
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两种淡漠评定量表知情者版的汉化及效度信度检验
目的:引进里尔淡漠评定量表知情者版(LARS-i)、淡漠评定量表-知情者版(AES-I),并对其信效度进行初步评价.方法:使用LARS-i、AES-I对186名社区初筛为轻度认知障碍(MCI)老年人的家属进行调查,通过内容效度(CVI)、探索性因子分析和相容效度评价其效度,通过内部一致性和重测信度评价其信度.结果:中文版LARS-i量表的CVI平均值为1;包含33条目,分为9个维度,共解释58.76％的方差变异,9个维度进而可提取3个公因子,累积方差贡献率为54.76％;量表的Cronbachα为0.82,各条目Cronbach α系数为0.79 ～0.81,重测信度为0.80.中文版AES-I量表的CVI平均值为0.94;因子分析共提取4个公因子,累积贡献率为53.15％;量表的Cronbach α为0.85,各条目Cronbach α系数为0.77 ～0.80;重测系数为0.76.LARS-i与AES-I的相容效度系数为0.59(P＜0.01).结论:中文版LARS-i、AES-I量表具有较好的信效度,可为评估MCI患者淡漠表现的工具.
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老年抑郁症状相关因素的城乡比较
目的:探讨老年抑郁症状的发生情况及其相关因素的城乡差异,为抑郁干预提供理论依据.方法:在安徽省蚌埠市取样,选取≥60岁常住老年人599人,其中城市388人、农村211人,使用简版流调中心抑郁量表(CESD10,得分≥10分为有抑郁症状)、自编老年抑郁症状相关因素调查问卷(包括人口学特征、经济状况、躯体情况和生活方式4个方面)进行调查.结果:城市的老年抑郁症状发生率低于农村(17.5％ vs.37.4％,P＜0.001).女性、居住满意度一般、贫穷、身体健康自评差、既往病史多、日常行为能力差、社会活动少是城市老年抑郁症状发生的危险因素(OR=3.24、2.82、7.13、4.61、4.08、3.88、3.04);居住满意度一般、贫穷、身体健康自评差、生活自理能力差是农村老年抑郁症状发生的危险因素(OR =3.66、11.23、4.72、3.25).结论:蚌埠地区老年人的抑郁症状存在着城乡差异,农村老年人的抑郁症状的发生率更高,而城市老年人抑郁症状的相关因素更复杂.
| 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 |
