中华精神科杂志
Chinese Journal of Psychiatry 중화정신과잡지
- 主管单位： 中华神经精神科杂志
- 主办单位： 中国科学技术协会
- 影响因子： 0.97
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 11-3661/R
- 国内刊号： 杨小昕
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
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声音厌恶患者一例
病例描述患者,男,18岁,学生,因“对声音敏感,严重影响学习与生活,自感痛苦3年”于2015年12月30日来我院临床心理科门诊就诊.自述从初二开始对声音敏感,发病前精神状态正常,品学兼优,担任班干部,性格争强好胜.初关注钟表的滴答声,晚上听到钟表声特别反感,彻夜难眠,睡觉时必须将钟表弄停,后来又对家人睡觉的打鼾声敏感,虽独处一室,仍需蒙头捂住耳朵方可入睡.问题严重开始于中考结束后,患者渐渐开始关注屋外知了的叫声,只要知了一叫,就不由自主地关注,无法集中注意力学习,夏天在家学习必须紧闭门窗,以减轻知了叫声的骚扰.
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治疗神经精神疾病的潜在新靶点痕量胺相关受体1的研究进展
痕量胺存在于哺乳动物的中枢神经系统内,然而,因为缺乏特异性的受体,痕量胺的具体功能一直不清楚.2001年,克隆研究揭示了痕量胺相关受体家族的存在[1].其中,痕量胺相关受体(trace amine-associated receptor,TAAR)1是早被发现能够被痕量胺激活的受体,随后的TAAR1基因敲除鼠和TAAR1选择型激动剂的药理作用研究证实了其具有调节单胺类神经传递的功能.我们将就痕量胺及相关受体的特点、功能及TAAR1激动剂在神经精神疾病领域新药开发方面的进展进行综述.
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双相谱系障碍研究进展
双相障碍(bipolar disorder)Ⅰ型和双相障碍央型的总体患病率为0.5％～2％[1-3].越来越多的证据显示,该患病率被明显低估,尤其是双相障碍委型[4].40％的双相障碍患者初诊断为抑郁症,经过8～10年后才做出双相障碍的诊断.诊断不足或诊断过度可能导致躁狂或轻躁狂转相,增加快速循环发作风险,加剧病情变化,加重社会及经济负担.所以,一些研究者就提出了“双相谱系概念”,这是考虑到“还未发作的躁狂”,过去一直被认为是“抑郁症”的病例,可能处在双相谱系的延长线上.将这些双相谱系考虑在内时,双相障碍的终生患病率可增加至5％～6％[3.5].双相谱系评估体系的引入对增进疾病的早期识别、全面评估和理解意义重大.本文将从“概念-临床-机制”各方面的证据链,对近年来的双相谱系研究进行总结和概述.
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中重度强迫症患者强迫信念与强迫症状相关分析
目的 了解中重度强迫症患者的强迫信念情况及其与强迫症状的关系.方法 采用强迫信念问卷分别对100例强迫症患者(强迫症组)和105名健康对照者(对照组)进行评估,采用耶鲁-布朗强迫症状量表评估强迫症患者的症状严重程度.采用Pearson积差相关分析对强迫信念与强迫症状严重程度进行相关分析.结果 强迫症组在责任感/威胁评估(responsibility/threat estimate,RT)、完美主义/确定性(perfictionism/certainty,PC)、重要性/控制思维(importance/control of thoughts,ICT)和强迫信念总分(Obsessional Beliefs Questionnaire Total score,OBQ-T)得分高于对照组(t=4.82、3.84、3.55、4.64,均P＜0.01).女性患者强迫行为[(12.5±4.2)分与(9.9±3.8)分]和强迫症状总分[(26.7±5.3)分与(23.5±4.9)分]高于男性患者(t=-3.29、-3.10,均P＜0.01).强迫信念总分与首次发病年龄、病程、强迫思维、强迫行为和强迫症状总分呈正相关(r=0.40、0.23、0.46、0.42、0.48,均P＜0.01).ICT与强迫思维和强迫症状总分呈正相关(r=0.21、0.20,均P＜0.05).ICT进入强迫思维和强迫症状总分回归方程中(β3=0.21、0.07,均P＜0.05).结论 中重度强迫症患者具有较高的强迫信念,ICT信念是影响强迫症状严重程度的重要因素,特别是对强迫思维的影响.
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儿童和少年期高功能孤独症谱系障碍患者扣带束纤维示踪研究
目的 探讨儿童和少年期高功能孤独症谱系障碍(autism spectrum disorder,ASD)扣带束的完整性及其与儿童和少年期高功能ASD临床症状的相关性.方法 对6～16岁高功能ASD儿童和少年(高功能ASD组,34例)与年龄、性别及智商匹配的发育正常儿童少年(对照组,39名)分别进行弥散张量成像扫描.在交互式纤维示踪技术基础上比较分析2组被试者双侧扣带束的各向异性分数(fractional anisotropy,FA)值及平均弥散率(mean diffusivity,MD)值,并采用Pearson积差相关分析方法比较其与儿童孤独症评定量表评分、孤独症诊断访谈量表修订版评分、年龄、智商之间的相关性.结果 (1)高功能ASD组右侧白质扣带束的FA值较对照组增高(0.36±0.03与0.34±0.03,t=2.74,P＜0.01).(2)高功能ASD组双侧扣带束FA值与年龄正相关(左侧r=0.42,P=0.02;右侧r=0.38,P=0.03),左侧扣带束MD值与年龄负相关(r=-0.44,P=0.01);对照组左侧扣带束的FA值与年龄正相关(r=0.35,P=0.03).双侧扣带束的FA值和MD值与儿童孤独症评定量表评分、孤独症诊断访谈量表修订版评分、智商均未见相关性.结论 儿童和少年期高功能ASD患者存在右侧白质扣带束完整性的异常,且其扣带束完整性与年龄关系密切.
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改良电休克治疗后不同亚型谵妄的相关因素分析
目的 分析不同亚型改良电休克治疗后谵妄(post-ECT delirium,PECTD)患者的风险因素.方法 收集改良电休克治疗(modified electroconvulsive therapy,MECT)患者一般人口学资料及经MECT治疗的相关资料以及治疗前患者服药情况;采用单因素分析可能导致PECTD的相关因素,多因素Logistic回归分析发生不同亚型PECTD的相关因素.结果共收集335例MECT患者,158例(47.2％)未发生PECTD,177例(52.8％)发生PECTD,其中活动增多型PECTD 118例(66.7％),活动减少型PECTD 59例(33.3％).单因素分析显示,活动增多型PECTD患者与未发生PECTD患者比较,治疗前服用碳酸锂(16/31,x2=5.239)、苯二氮(艹卓)类药(30/75,Z=1 3.927)、抗精神病药(107/132,xz=12.214)及抗抑郁药(16/37,x2=4.470)差异有统计学意义(均P＜0.05);Logistic分析显示仅碳酸锂进入回归方程(OR=2.058,P=0.016),与年龄≤60岁患者相比,年龄＞60岁患者发生PECTD的风险显著增高(OR=3.884,P=0.014);首次治疗的患者较非首次治疗患者更易发生活动减少型PECTD(OR=4.891,P＜0.01).结论活动增多型PECTD的危险因素为治疗前使用碳酸锂.年龄＞60岁患者发生活动减少型PECTD的风险显著增加;而活动减少型PECTD与首次MECT显著相关.
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关注老年期的认知障碍
对于老年精神科医生来讲,2013年问世的DSM-5中大的一个变化就是“痴呆”一词消失了,取而代之的是“神经认知障碍”.在此之前,中国台湾和香港的老年精神医学会通过投票也将“痴呆”改为“认知障碍症”.更名固然有消除歧视,减少偏见的考虑,但是医学界摈弃“痴呆”这一使用了两百年的医学术语,还有更为复杂的学术背景.
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广州市社区55岁及以上简明精神状态检查阳性人群认知变化的随访研究
目的 了解MMSE阳性人群认知功能损害的危险性及影响因素.方法 2001年9月至2002年2月对广州市5 276名年龄≥55周岁的社区老人采用两阶段法(老年期痴呆初筛调查表和老年期痴呆诊断问卷)进行痴呆患病率(基线)调查,基线筛查出阳性患者917例,并采用诊断问卷进行复查,查出痴呆183例、轻度认知功能损害(mild cognitive impairment,MCI)264例和复查正常老人470名;于2003、2008年采用与基线调查时相同的工具和方法对基线诊断为MCI及复查正常老人进行认知变化的随访.结果 (1)完成随访者(简称完访者,n=303)与失访者(n=332)比较:第2次随访时失访者的年龄大于完访者,差异有统计学意义(t=-5.14,P＜0.05);第2次随访时城镇老人(n=488)的失访率高于农村老人(n=147;x2=21.92,P＜0.05);完访者与失访者的其他个人特征差异均无统计学意义.(2) MCI人群(n=264)中痴呆和阿尔茨海默病(Alzheimer's disease,AD)的平均年发病率分别为9.42/100人年和7.46/100人年;复查正常老人(n=470)中痴呆和AD、MCI的平均年发病率分别为3.05/100人年、2.21/100人年和6.28/100人年.(3)COX分析显示:复查正常老人中:增龄(RR=1.28,95％ CI 1.09～1.51)、卒中病史(RR=2.23,95％ CI 1.11～4.51)是MCI的影响因素.女性(RR=2.87,95％ CI 1.17～7.04)、增龄(RR=1.70,95％ CI 1.27～2.27)是AD的影响因素.卒中病史(RR=9.15,95％CI2.16～38.74)是血管性痴呆(vascular dementia,VD)的影响因素.MCI人群中:增龄(RR=1.48,95％ CI 1.17～1.86)是AD的影响因素.高血压病史(RR=4.43,95％ CI 1.00～19.53)及卒中病史(RR=7.21,95％ CI 1.88～27.57)是VD的影响因素.结论 MMSE阳性人群患痴呆的危险性较高.增龄、卒中为老年人群患MCI的危险因素;女性、增龄为老年人群患AD的危险因素;高血压、卒中为患VD的危险因素.
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晚发抑郁症患者词语流畅性测验下前额叶氧合血红蛋白浓度变化的近红外线光谱成像研究
目的 应用近红外光谱成像技术分析晚发抑郁症(late-onset depression,LOD)患者执行词语流畅性测验(verbal fluency test,VFT)时前额叶功能及执行功能特点.方法 应用近红外光谱成像技术检测29例LOD患者(LOD组)和30名健康对照者(对照组)VFT时前额叶氧合血红蛋白浓度的改变并进行比较,采用17项汉密尔顿抑郁量表(17-item Hamilton Depression Scale,HAMD17)测定抑郁严重程度.采用独立样本t检验分析LOD组与对照组的VFT任务期44个通道的平均氧合血红蛋白浓度改变值的差异.采用Spearman相关分析分析LOD组HAMD17分值与VFT结果、VFT任务期44个通道的平均氧合血红蛋白浓度改变值之间的相关性.结果 (1)LOD组VFT平均数低于对照组,差异具有统计学意义[(9.6±2.4)个与(11.3±2.2)个,t=-2.89,P＜0.01].(2)VFT任务期LOD组双侧前额叶部分区域(16个通道)激活程度低于对照组,差异具有统计学意义(t=-3.54～-2.02,均P＜0.05).(3)LOD组HAMD17阻滞因子与VFT平均数呈负相关(r=-0.52,P＜0.01);LOD组VFr任务期,前额叶部分脑区激活程度与HAMD总分呈负相关(右侧CH4:r=-0.44,P＜0.01),与HAMD17阻滞因子呈负相关(右侧CH7:r=-0.53,P＜0.01;右侧CHI2:r=-0.48,P＜0.01;右侧CH17:r=-0.40,P＜0.05;右侧CH18:r=-0.48,P＜0.01;右侧CH22:r=-0.46,P＜0.01;左侧CH10:r=-0.41,P＜0.05;左侧CH11:r=-0.57,P＜0.01;左侧CH15:r=-0.45,P＜0.05),与激越因子呈负相关(右侧CH11:r=-0.38,P＜0.05;左侧CH 19:r=-0.38,P＜0.05),与HAMD焦虑/躯体化因子呈负相关(左侧CH11:r=-0.44,P＜0.05;左侧CH15:r=-0.45,P＜0.01).结论 LOD存在执行功能损害,与其前额叶功能下降相关;抑郁症状严重程度与前额叶功能下降正相关.
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阿尔茨海默病伴抑郁症状患者脑弥散张量成像研究
目的 探讨阿尔茨海默病(Alzheimer's disease,AD)伴抑郁症状的患者基于弥散张量成像(diffusion tensor imaging,DTI)技术的脑白质特征.方法 对符合入组标准的24例轻度AD患者行头颅DTI检查,数据分析和处理获得的DTI原始数据传输入工作站,应用FSL软件进行预处理,计算各向异性分数(fractional anisotropy,FA)和平均弥散系数(mean diffusivity,MD)图像并保存为三维NIFTI图像格式,选择额叶、颞叶、枕叶和顶叶为感兴趣区域.采用17项汉密尔顿抑郁量表(17-item Hamilton Depression Rating Scale,HAMD17)和神经精神问卷(Neuropsychiatric Inventory,NPI)评定抑郁症状,分为伴有抑郁症状的AD患者(D-AD组)和不伴抑郁症状的AD患者(nD-AD组);2组临床基本资料比较采用独立样本t检验或x2检验,利用双样本t检验对FA、MD值进行以体素为基础的组间比较.结果 D-AD组(n=12)和nD-AD组(n=12)在年龄、性别、受教育年限和MMSE评分方面差异均无统计学意义.D-AD组较nD-AD组HAMD17和NPI评分高,差异有统计学意义(t=14.688、11.133,均P＜0.01).D-AD组较nD-AD组顶叶(0.34±0.03与0.38±0.05)和枕叶(0.39±0.05与0.45±0.06) FA值低,差异有统计学意义(t=-2.083 5,P=0.042 2;t=-2.475 4,P=0.016 2).2组间额叶、颞叶脑区FA和MD值差异均无统计学意义.结论 顶叶和枕叶的脑白质神经纤维完整性受损可能是AD伴发抑郁症状的特征表现.
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阿尔茨海默病患者视空间功能与平衡功能的相关研究
目的 探讨阿尔茨海默病(Alzheimer's disease,AD)患者视空间功能与平衡功能的相关关系.方法 采用Berg平衡量表(Berg Balance Scale,BBS)对116例轻或中度AD患者进行平衡功能测评;采用线方向判断测验及视觉形状辨别测验、视觉单目标持续操作试验、Corsi木块回忆任务,分别评定患者视空间感知、视空间注意、视空间工作记忆功能.采用偏相关分析分析视空间功能测验结果与BBS评分的关系.视空间功能对AD患者平衡功能的影响采用Logisitic回归分析.结果 BBS总分＜46分者29例(平衡障碍组),BBS总分≥46分者87例(平衡正常组);平衡障碍组线方向判断测验评分[(12.8±2.6)分与(14.8±3.0)分,t=3.218,P＜0.01]、Corsi木块回忆任务评分[(3.5±0.8)分与(4.1±1.3)分,t=2.433,P＜0.05]低于平衡正常组,视觉单目标持续操作试验漏答率高于平衡正常组[(10.3±2.4)％与(8.9±1.4)％,t=2.986,P＜0.01],差异有统计学意义.AD患者线方向判断测验分与BBS总分(r=0.256,P＜0.01)、动态平衡功能分(r=0.227,P＜0.01)正相关;视觉单目标持续操作试验漏答率与BBS总分(r=-0.310,P＜0.01)、静态平衡功能分(r=-0.204,P＜0.01)、动态平衡功能分(r=-0.305,P＜0.01)负相关.Logisitic回归分析显示,线方向判断测验分(OR=0.780,95％CI0.653～0.931,P＜0.01)、视觉单目标持续操作试验漏答率(OR=1.033,95％CI 1.004～1.062,P＜0.05)为AD患者平衡功能障碍的独立影响因素.结论 AD患者视空间功能较差者平衡功能也相对较差;视空间感知、视空间注意功能受损是AD患者平衡障碍的独立危险因素之一.
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2001-2015年中国轻度认知功能障碍患病率的Meta分析
目的 通过系统综述和Meta分析了解我国轻度认知功能障碍(mild cognitive impairment,MCI)的患病率情况.方法 制定检索策略和纳入排除标准,检索中国生物医学文献数据库(China biology medicine disc,CBMdisc)、中国期刊全文数据库(China national knowledge infrastructure,CNKI)、维普数据库(VIP database,VIP)、万方数据库、PubMed、荷兰医学文摘数据库(excerpta medica database,EMBASE)、the cochrane library等中英文数据库,采用观察性研究质量评价标准对纳入文献质量进行评价.利用,衡量研究间的异质性大小,选择相应模型进行定量合并患病率并进行亚组分析.结果 纳入相关文献40篇,文献总体质量较好(总得分中位数为15分).经Meta分析合并后所得MCI患病率为14.5％ (95％CI12.8％～16.2％),亚组分析结果显示近年来MCI患病率随时间逐步升高,随年龄增加患病率升高,女性高于男性[16.0％ (95％CI 14.2％～17.9％)与12.6％(95％CI 10.8％～14.4％)],农村高于城市[18.2％(95％CI 14.2％～22.1％)与13.6％ (95％CI 11.9％～15.3％)],而文化程度升高患病率下降,独身(包括未婚、离异或独居)老年人患病率高于已婚者.结论 MCI在我国患病率较高,且在年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、居住地等因素间存在差异.
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5-HT1A受体部分激动剂与焦虑障碍:5-HT1A受体部分激动剂的临床应用进展
精神疾病患病率高、社会负担重,已成为全社会的共识,焦虑障碍是其中较为常见的疾病之一,我国目前的月患病率为5.63％.常用的焦虑障碍的治疗药物有新型抗抑郁药、苯二氮(艹卓)类和5-HT1A受体部分激动剂等.相较于前两类药物,临床医生对于5-HT1A受体部分激动剂所知可能相对较少.临床上,除抗焦虑作用外,5-HT1A受体部分激动剂因其独特的药理学活性,还可用于其他精神疾病的强化治疗、共患焦虑的联合治疗或躯体疾病伴焦虑症状的治疗,并在特殊人群中也有实践应用.本文对5-HT1A受体部分激动剂在精神专科领域的临床实践进行介绍.
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5-HT1A受体部分激动剂与焦虑障碍:焦虑障碍药物治疗研究进展
焦虑障碍(anxiety disorders)是一组常见疾病,临床表现复杂,受环境因素、遗传因素及其相互作用的影响.焦虑障碍发病机制目前仍无定论,可能与脑内生理结构异常(如杏仁核、海马、下丘脑及额叶皮质病变)或神经递质系统神经传递异常、神经营养因子功能异常及某些人格特质等相关.目前治疗焦虑障碍有效的药物为与发病机制相关的化合物,包括常用的5-HT能类药、苯二氮(艹卓)类药等.笔者将对焦虑障碍药物治疗进展进行介绍.
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宁夏回族自治区生态移民和原居地居民及移居地居民精神障碍的现况分析
目的 比较宁夏回族自治区生态移民、移居地居民和原居地居民精神障碍的患病情况,探讨社会生活环境变迁与精神障碍的关系.方法 根据移民流行病学原理,分析宁夏回族自治区精神障碍流行病学调查资料,根据ICD-10诊断标准,采用国际复合型诊断交谈表评估神经症性障碍、情感障碍以及物质使用障碍在生态移民、移居地和原居地居民中的患病率,混杂因素的控制采用Logistic回归模型.结果 (1)生态移民、移居地居民和原居地居民在性别、民族、婚姻状况、受教育程度和年龄组构成的差异均有统计学意义(均P＜0.01).(2)1 726名生态移民中共有264例近一年来满足任一精神障碍的诊断标准,总患病率为15.30％,其中神经症性障碍205例(11.88％),心境障碍48例(2.78％),物质使用障碍11例(0.64％).Logistic回归分析控制了性别、民族、婚姻状况、受教育程度及年龄等因素的影响后,原居地居民精神障碍患病风险显著高于生态移民(OR=1.29,95％CI:1.07～1.56,x2=7.13,P=0.008),移居地居民显著低于生态移民(OR=0.69,95％CI:0.56～0.85,x2=12.63,P=0.001).结论 宁夏回族自治区生态移民精神障碍患病率显著低于原居地居民,提示移民工程未增加移民人群的精神障碍负担,然而结论尚需前瞻性研究结果验证.
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丹参多酚酸对慢性应激大鼠抑郁相关行为改善的研究
目的 观察丹参多酚酸对慢性温和应激抑郁模型大鼠抑郁行为的影响.方法 将33只健康雄性,体质量150～200 g的清洁级Sprague Dawley (SD)大鼠按随机数字表法分为5组,分别为非应激+生理盐水组(对照组,6只),应激+生理盐水组(生理盐水组,6只),应激+氟西汀组(氟西汀组,7只),应激+丹参多酚酸组(丹酚酸组,7只),应激+氟西汀+丹酚酸组(联合组,7只).除对照组外,其他4组连续21d进行慢性温和应激造模.造模成功后,每天下午各组分别腹腔注射相对应的0.9％氯化钠10 ml/kg,氟西汀20 mg/kg,丹参多酚酸40 mg/kg,丹酚酸40 mg/kg+氟西汀20 mg/kg,体积体质量比10 ml/kg,每周进行蔗糖偏好试验,称重,给药21d后进行旷场试验、强迫游泳测试以评价药物对大鼠抑郁样行为的作用.对基线水平体质量(g)、应激21d后与给药21d后体质量、蔗糖偏好率(％)、强迫游泳后4 min静止不动时间(s)、旷场探究活动(爬格个数、站立次数、修饰次数及粪便粒数)进行单因素方差分析和LSD法两两比较.结果 (1)应激21d后,5组大鼠体质量、蔗糖偏好率、强迫游泳静止不动时间、旷场试验中爬格个数和站立次数的差异有统计学意义(F分别为3.747,14.968,8.439,38.925,7.893,均P＜0.05),应激的4组大鼠体质量、蔗糖偏好率、爬格个数、站立次数均低于对照组,静止不动时间高于对照组,差异有统计学意义(均P＜0.05).两两比较结果显示,应激的4组大鼠均值低于对照组(均P＜0.01),但4组间差异无统计学意义.(2)给药21d后,5组大鼠的体质量、蔗糖偏好率、强迫游泳静止不动时间、旷场试验中站立次数和爬格数差异有统计学意义(F分别为8.179,6.609,27.608,34.149,4.341,均P＜0.01),氟西汀组、丹酚酸组、联合组及对照组体质量、蔗糖偏好率均高于生理盐水组(均P＜0.05),静止不动时间低于生理盐水组(P均＜0.05),但4组间两两比较体质量、蔗糖偏好率、不动时间的差异无统计学意义.旷场试验中氟西汀组、丹酚酸组、联合组的站立次数均值高于对照组和生理盐水组(均P＜0.01),而3组间站立次数差异无统计学意义.结论 丹参多酚酸能改善大鼠抑郁相关行为,疗效与氟西汀相当.
| 年 | 期数 |
| 2019 | 01 |
| 2018 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2017 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2016 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2015 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2014 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2013 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2012 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2011 | 01 02 03 04 |
| 2010 | 01 02 03 04 |
| 2009 | 01 02 03 04 |
| 2008 | 01 02 03 04 |
| 2007 | 01 02 03 04 |
| 2006 | 01 02 03 04 |
| 2005 | 01 02 03 04 |
| 2004 | 01 02 03 04 |
| 2003 | 01 02 03 04 |
| 2002 | 01 02 03 04 |
| 2001 | 01 02 03 04 |
| 2000 | 01 02 03 04 |
| 1999 | 01 02 04 |
| 1998 | 01 02 03 04 |
