- 司天梅;舒良;田成华;苏允爱;闫俊;程嘉;李雪霓;刘琦;马燕桃;张卫华;党卫民;张鸿燕;
目的:考察个体和社会功能量表中文版(Chinese version of the Personal and Social Performancescale,PSP-CHN)在抑郁障碍患者中的信度和效度。方法:收集74例符合《精神障碍诊断和统计手册》第四版(Diagnostic and Statistical Mannual of Mental Disorders,Fourth Edition,test revision,DSM-IV-TR)抑郁障碍诊断标准的门诊或住院患者,其中6例参加了研究者之间一致性培训,68例(急性期42例,稳定期26例)进行了大体功能量表(Global Assessment of Functioning Scale,GAF))、Hamilton抑郁量表17项(Ham-ilton Depression Rating Scale17items,HAMD-17)和PSP-CHN检查,分析PSP-CHN量表评估抑郁障碍患者的内部一致性、PSP-CHN与GAF的一致性(效标效度)以及与患者疾病严重度的相关性(关联效度),32例患者在首次PSP-CHN评估后的5～7天内,由另一名研究者对其进行第2次检查,评价PSP-CHN在抑郁障碍患者中的重测信度。26例HAMD17评分>17分的患者,接受标准化治疗8周后,评估HAMD17评分和PSP-CHN的评分变化。结果:PSP-CHN量表的内部一致性Cronbachα系数为0.71,PSP-CHN总分的研究者之间一致性Kappa值为0.82(ICC=0.94),重测一致性ICC=0.90。PSP-CHN总分与GAF总分呈正相关(r=0.95,P<0.001),与HAMD-17总分负相关(r=-0.54),急性期和稳定期与PSP-CHN总分相关的抑郁因子不同。结论:个体和社会功能量表中文版可以评价抑郁症患者的个体和社会功能,但是总体信度低于在精神分裂症患者中的评估。
2010年07期 v.24 481-485页 [查看摘要][在线阅读][下载 166K] [下载次数：656 ] |[引用频次：58 ] |[阅读次数：6 ] - 李培凯;罗健;张存敏;杨国纲;李建华;
目的:探讨美沙酮维持治疗者接受社会功能康复综合干预后社会支持和总体幸福感变化。方法:对82例美沙酮维持治疗者进行社会功能康复综合干预,并选取了未接受干预的美沙酮维持治疗者72例作为对照,干预前后分别用社会支持评定量表和总体幸福感量表进行评定。结果:(1)干预前,干预组和对照组的社会支持评定量表得分差异无统计学意义[(32.57±8.42)vs.(30.46±7.01),P=0.097],干预后,干预组得分(36.18±7.17)提高(P=0.004),对照组(30.62±8.34)无明显变化(P=0.897),且干预组得分高于对照组(P<0.001)。(2)干预前,干预组和对照组总体幸福感量表评分差异无统计学意义[(106.74±18.05)vs.(105.71±19.13),P=0.730];干预后,干预组得分(113.09±15.46)明显提高(P=0.017)。而对照组(107.63±16.28)无明显变化(P=0.518),且干预组得分高于对照组(P=0.035)。结论:在美沙酮维持治疗者中开展社会功能综合康复干预,能提高病人的社会支持和幸福感。
2010年07期 v.24 486-489+493页 [查看摘要][在线阅读][下载 153K] [下载次数：245 ] |[引用频次：20 ] |[阅读次数：3 ] - 许律琴;梁莹;吴少钗;
目的:探讨连续性住院式森田疗法对酒精依赖的疗效。方法:选择1992年7月-1995年7月在江门市第三人民医院求治的符合中国精神障碍分类与诊断标准(第三版)(CCMD-3)酒精依赖患者13例,采用连续5年、每年1次的住院式森田疗法。以密西根酒精依赖调查量表(Michi-gan AlcoholismScreening Test,MAST)评估治疗前酒精精依赖严重程度,汉密顿抑郁量表(Hamihon Rating Scale for De-Pression,HAMD)及焦虑量表(Hamilton Anxiety Rating Scale,HAMA)、明尼苏达个性量表(MinnesotaMaltiphasic Peronality Inventory,MMPI)做治疗前后测试及对照。结果:13例患者均完成整个治疗过程,且达到能正常生活、工作及社交,无酒瘾、偶尔被动少量饮酒不再醉酒的完全戒酒标准;跟踪随访5年,无一例复发。HAMD、HAMA评分在每次的住院治疗后均有下降,治疗5年后MMPI量表中的疑病(HS)、抑郁(D)、妄想(Pa)高量表分的患者比例也呈下降趋势。结论:连续性住院式森田疗法可能通过改善患者的个性缺陷及情绪障碍而达到完全戒酒的目的。
2010年07期 v.24 490-493页 [查看摘要][在线阅读][下载 124K] [下载次数：242 ] |[引用频次：7 ] |[阅读次数：3 ] - 刘灏;张伯全;唐济生;
目的:调查强迫症患者及其父母的人格特征,并探讨两者的相关性。方法:对30名符合CC-MD-3强迫症及ICD-10强迫性障碍诊断标准的强迫症患者及30对强迫症患者父母使用艾森克人格问卷(Ey-senck Personality Questionnaire,EPQ)进行评定,并与30名正常对照及30对正常对照的父母进行比较,对结果进行相关分析。结果:(1)强迫症组神经质(N)分[(14.97±5.52)vs.(8.77±4.69)]以及精神质(P)分[(6.70±2.61)vs.(4.83±2.30)]高于正常对照组(Ps<0.01),内-外向(E)分低于正常对照组[(11.23±4.87)vs.(14.20±3.55),P<0.01]。(2)强迫症患者父母的N分高于对照父母组[(12.23±4.43)vs.(8.81±4.00),P<0.01],E分低于对照父母组[(10.58±4.06)vs.(12.71±3.50),P<0.01]。(3)强迫症患者父亲N分高于正常对照父亲[(12.77±4.73)vs.(7.50±3.45),P<0.01],E分低于正常对照父亲[(10.67±3.48)vs.(12.60±3.61),P<0.05]。(4)强迫症患者母亲E分低于正常对照母亲[(10.50±4.63)vs.(12.83±3.44),P<0.05],P分高于正常对照母亲[(5.23±2.08)vs.(3.73±2.21),P<0.01]。(5)相关分析显示,强迫症患者E分与强迫症患者母亲E分呈正相关(r=0.37,P<0.05),与强迫症患者母亲P分呈负相关(r=-0.37,P<0.05)。强迫症患者N分与强迫症患者母亲P分(r=0.39,P<0.05)及强迫症患者父亲N分(r=0.53,P<0.01)呈正相关。结论:强迫症患者父母具有某些特质性人格特征,并且与强迫症患者的人格特征相关。
2010年07期 v.24 494-497页 [查看摘要][在线阅读][下载 137K] [下载次数：1660 ] |[引用频次：21 ] |[阅读次数：3 ] - 甄文凤;王红星;马辛;2010年07期 v.24 498-499页 [查看摘要][在线阅读][下载 93K] [下载次数：123 ] |[引用频次：12 ] |[阅读次数：4 ]
- 尹璐;陈文静;陆树林;喻建;郑雷;余新洲;
目的:探讨心理因素对16～22岁青年错畸形的正畸需要的影响。方法:应用一般人口调查问卷、正畸需要调查问卷、艾森克人格问卷简式量表(Eysenck Personality Questionnaire-Revised,Short Scalefor Chinese,EPQ-RSC)、症状自评量表(Symptom Checklist90,SCL-90)、多维自我体像关系问卷(Multi-dimensional Body Self-Relations Questionnaire,MBSRQ)和正畸治疗难度、结果、需要指数(Index of Com-plexity,Outcome and Need,ICON),对南京陆军指挥学院门诊部就诊的204名16～22岁青年进行测查。结果:按研究对象是否有正畸需要分为无正畸需要组(n=144)和有正畸需要组(n=60)。两组在EPQ-RSC的各分题得分上差异均无统计学意义(Ps>0.05),而在SCL-90评分上,无正畸需要组的躯体化[(1.47±0.47)vs.(1.67±0.5),P<0.01]、抑郁[(1.46±0.45)vs.(1.66±0.69),P<0.05]、焦虑[(1.51±0.41)vs.(1.66±0.61),P<0.05]、恐怖[(1.32±0.41)vs.(1.45±0.43),P<0.05]和总分[(137.57±38.12)vs.(149.85±37.62),P<0.05]均低于有正畸需要组;在MBSRQ评分上,无正畸需要组的相貌评估[(3.40±0.50)vs.(3.22±0.49),P<0.05]、舒适倾向[(3.75±0.54)vs.(3.56±0.51),P<0.05]、健康评估[(3.99±0.59)vs.(3.72±0.59),P<0.01]和身体部位满意[(4.04±0.68)vs.(3.71±0.63),P<0.01]均高于有正畸需要组,超重[(1.97±0.68)vs.(2.24±0.73),P<0.05]低于有正畸需要组;在ICON评分上,无正畸需要组得分低于有正畸需要组[(45.32±14.49)vs.(50.08±15.82),P<0.05]。Logistic回归分析显示,健康评估(β=-0.677,P<0.05)和身体部位满意(β=-0.840,P<0.01)越低、ICON(β=0.033,P<0.01)越高,正畸需要越强烈。结论:错畸形和体像影响着16～22岁青年的正畸需要。健康评估和身体部位满意越低、ICON越高,正畸需要越强烈。另外,较高的躯体化、抑郁、焦虑、恐怖、总分和超重,以及较低的相貌评估舒适倾向、健康评估和身体部位满意会使青年产生正畸需要。
2010年07期 v.24 500-504+508页 [查看摘要][在线阅读][下载 255K] [下载次数：250 ] |[引用频次：8 ] |[阅读次数：3 ] - 张素辉;马弘;姜荣环;何燕玲;2010年07期 v.24 505-506+545页 [查看摘要][在线阅读][下载 93K] [下载次数：249 ] |[引用频次：16 ] |[阅读次数：3 ]
- 王丽;蔡明伟;林芳;祝朝富;袁有才;杜驰;陈理宣;2010年07期 v.24 507-508页 [查看摘要][在线阅读][下载 55K] [下载次数：415 ] |[引用频次：23 ] |[阅读次数：3 ]
- 张芳芳;高文斌;
目的:编制青少年生活方式问卷(Chinese Adolescent Lifestyles Scale,CALS)并检验其信效度。方法:采用分层整群取样的方法对全国9个省(自治区、直辖市)的15000名初一至大四在校学生进行问卷调查,回收有效问卷10899份。通过项目分析筛选题目,对数据进行探索性因素分析和验证性因素分析检验问卷的结构效度,用自尊量表(the Self-esteem Scale,SES)和流调中心用抑郁量表(Center for Epide-miologic Studies Depression Scale,CES-D)来检验效标效度,并检验问卷的信度。结果:(1)青少年生活方式问卷共49个题目,分为两个部分,第一部分包含8个因子,分别为饮食习惯、睡眠状况、卫生习惯、学习习惯、体育锻炼、娱乐活动、人际关系、应对方式,第二部分包含1个因子生活满意度。(2)问卷第一部分探索性因素分析所得的题目负荷在0.50～0.82之间,累计方差贡献率为55.15%。总体样本以及分年级样本验证性因素分析所得指标均符合心理测量学的要求(RMSEA<0.08,NFI>0.9,NNFI>0.9,CFI>0.9)。问卷第一部分与第二部分的Cronbach a系数分别为0.91和0.83,第一部分8个因子的Cronbach a系数在0.68～0.84之间。问卷各因子与第一部分总分之间的相关系数在0.51～0.78之间,各因子之间的相关系数在0.19～0.59之间(均P<0.01)。(3)问卷两个部分与SES的相关系数分别为0.47和0.45(均P<0.01),与CES-D的相关系数分别为-0.37和-0.43(均P<0.01)。结论:青少年生活方式问卷具有较好的信效度,可用于测量青少年的生活方式。
2010年07期 v.24 515-519+556页 [查看摘要][在线阅读][下载 187K] [下载次数：1649 ] |[引用频次：34 ] |[阅读次数：5 ] - 张芳芳;高文斌;
目的:了解我国青少年生活方式的现状。方法:采用横断面研究方法。分层随机取样收集全国9个省(自治区、直辖市)初一至大四15000名在校学生的相关资料,回收有效问卷10899份。用自编人口学信息调查表及青少年生活方式问卷(Chinese Adolescent Lifestyles Scale,CALS)进行调查。结果:CALS各因子分均>2.5分,体育锻炼因子分最低(2.72±0.64);男生生活满意度得分高于女生[(2.91±0.48)vs.(2.81±0.44),P<0.001];重点学校青少年客观行为分及生活满意度分均高于非重点学校[(3.04±0.38)vs.(2.93±0.38),(2.89±0.48)vs.(2.84±0.46);均P<0.001];独生子女客观行为分及生活满意度分均高于非独生子女[(3.05±0.39)vs.(2.88±0.35),(2.92±0.48)vs.(2.78±0.44);均P<0.001];初中生客观行为分及生活满意度分最高,高中生次之,大学生最低[(3.05±0.41)vs.(3.01±0.37)vs.(2.86±0.33);(3.01±0.48)vs.(2.84±0.47)vs.(2.74±0.42),均P<0.001];大城市青少年客观行为分及生活满意度最高,中小城市次之,乡镇农村最低[(3.07±0.38)vs.(2.97±0.38)vs.(2.89±0.36);(2.93±0.48)vs.(2.85±0.46)vs.(2.80±0.45),均P<0.001]。结论:青少年生活方式总体状况良好,中学生、城市青少年、重点学校青少年、独生子女生活方式更好。
2010年07期 v.24 520-523页 [查看摘要][在线阅读][下载 145K] [下载次数：1345 ] |[引用频次：41 ] |[阅读次数：4 ] - 郭明珠;甘怡群;
目的:修订、引进正性负性情绪量表-扩展版(PANAS-X)量表,并检验其信效度。方法:使用PANAS-X的中文译本,对660名大学生进行测试,随机选取一半大学生进行探索性因素分析,另一半进行验证性因素分析。以症状自评量表(Symptom Checklist-90,SCL-90)和幸福感指数、总体情感指数(Index of Well-Being,Index of General Affect)为效标,检验效标效度。选取选修心理统计的大一学生50人,间隔1周后(N=41)进行第1次重测,间隔1个月后(N=46)进行第2次重测,以检验重测信度。结果:(1)修订的PANAS-X共40个条目,有9个因素的特征值>1,可以解释68.61%的总体方差,验证性因素分析表明量表的结构效度良好(χ2/df=2.60,RMSEA=0.07,CFI=0.96)。PANAS-X与SCL-90和幸福感指数、总体情感指数两个效标之间存在预期的相关。(2)PANAS-X总量表的Cronabachα系数为0.976,各分量表的α系数在0.639～0.905之间。41名学生1周后的重测相关系数为0.69,46名学生1个月后的重测相关系数为0.64。结论:修订后的PANAS-X(中文版)具有良好的信效度,可以在国内大学生群体研究中采用。
2010年07期 v.24 524-528页 [查看摘要][在线阅读][下载 170K] [下载次数：7874 ] |[引用频次：93 ] |[阅读次数：11 ] - 冯辉;袁群;高婧;席关湘;何国平;
目的:了解社区老年人的怀旧功能及其相关因素。方法:采用分层随机抽样方法,抽取长沙市9个社区≥60岁的老年人455名(男197名,女258名),用怀旧功能量表(Reminiscence Function Scale,RFS)及自制一般信息收集表进行调查。结果:社区老年人怀旧功能总分(144.0±35.6)。女性在自我认同、交际沟通和重现痛苦3个维度得分均高于男性[如,自我认同(22.5±5.8)vs.(21.0±6.4),P<0.05]。对死亡的准备维度得分随年龄增加而上升[60～69岁年龄组(16.6±6.1),70～79岁年龄组(18.0±6.2),≥80年龄组(19.1±6.5);Ps<0.05]。自评健康状况非常差的老年人重现痛苦维度得分高于其他组老年人[(17.3±6.2)vs.(12.1±6.5),(15.7±5.2),(14.4±5.5),(15.7±6.0);Ps<0.05]。抑郁症状筛查阳性的老年人在减轻厌烦情绪、对死亡的准备、重现痛苦3个维度得分随抑郁症状的加重而增加,并且其得分均高于无抑郁症状者[如,减轻厌烦情绪:无抑郁症状组(18.9±5.9),轻度抑郁组(20.3±5.1),中度抑郁组(21.3±6.3),重度抑郁组(23.8±8.3),P<0.05]。逐步回归分析结果显示:进入老年人总体怀旧功能多元逐步回归模型的因素有居住方式、过去一年有没有经历配偶或亲友去世、性别、经济状况、是否有慢性病、健康状况自评和抑郁情绪。结论:社区老年人的怀旧功能尚好,对死亡的准备随年龄增加而上升。居住方式、经济状况、抑郁情绪、健康状况自评以及是否有慢性疾病均与社区老年人的总体怀旧功能有关。
2010年07期 v.24 529-535页 [查看摘要][在线阅读][下载 294K] [下载次数：596 ] |[引用频次：6 ] |[阅读次数：3 ]
- 王富贵;邵永聪;齐建林;叶恩茂;毕国华;李诺敏;杨征;
目的:应用事件相关脑电位(event related potential,ERP)技术探讨完全睡眠剥夺(totalsleep deprivation,TSD)对大脑执行功能的影响。方法:采用被试内两因素重复测量设计。14名健康男性硕士参加2次试验,第1次作为对照,正常睡眠;第2次接受36h睡眠剥夺。在每次试验中被试共进行5次Go/Nogo测验,同时记录事件相关脑电位N2、P3的波幅和潜伏期及行为学数据。结果:在测量时间水平上,Fz电极Nogo-N2的波幅与基线值相比,12h后减小[(-5.21±2.62)μV vs.(-6.66±3.19)μV]。Fz电极Nogo-P3的波幅和潜伏期与基线值相比,在24h后波幅下降,潜伏期延长[(8.51±7.34)μV vs.(11.80±6.70)μV;(376.36±38.68)ms vs.(364.10±39.97)ms]。在睡眠与否水平上,睡眠剥夺时Fz电极Nogo-N2、Nogo-P3的波幅低于正常睡眠值[(-4.91±3.27)μV vs.(-6.06±2.96)μV;(8.43±6.65)μV vs.(9.97±6.36)μV],Cz电极Nogo-P3的潜伏期长于正常睡眠值[(375.40±39.55)msvs.(364.96±39.17)ms]。结论:随着睡眠剥夺时间的延长,N2、P3呈现波幅逐渐减小潜伏期逐渐延长的趋势,提示睡眠剥夺可能损害大脑的执行功能。
2010年07期 v.24 541-545+477页 [查看摘要][在线阅读][下载 321K] [下载次数：1025 ] |[引用频次：23 ] |[阅读次数：2 ] - 韩颖琳;姚志剑;王丽;卢青;刘海燕;滕皋军;
目的:利用功能性核磁共振成像(fMRI)技术,观察静息态下抑郁症注意网络的功能连接。方法:26例符合中国精神障碍分类与诊断标准(第三版)(CCMD-3)单相抑郁症诊断标准,同时符合美国《精神障碍诊断与统计学手册》第四版(DSM-IV)重性抑郁诊断标准抑郁症住院患者及25名年龄、受教育年限匹配的健康对照者参与了静息态fMRI扫描。分别分析抑郁症患者前、后注意网络内区域相互之间低频fMRI信号波动的相关性,以观察抑郁症注意网络的功能连接。结果:与对照组相比,抑郁组双侧前扣带回与丘脑[左侧Z分:(0.58±0.10)vs.(0.64±0.06),P=0.012;右侧Z分:(0.53±0.13)vs.(0.61±0.13),P=0.025]、双侧基底神经节与丘脑[左侧Z分:(0.66±0.07)vs.(0.70±0.05),P=0.043,右侧Z分:(0.64±0.07)vs.(0.71±0.07),P=0.002]、左侧额叶皮层与前扣带回[Z分:(0.51±0.16)vs.(0.63±0.12),P=0.003]、左侧额叶皮层与基底神经节[Z分:(0.59±0.07)vs.(0.65±0.11),P=0.029]、右侧辅助运动区与基底神经节[Z分:(0.57±0.11)vs.(0.64±0.11),P=0.024]、右侧前扣带回与辅助运动区[Z分:(0.54±0.10)vs.(0.61±0.11),P=0.043]、右侧额叶皮层与辅助运动区的功能连接减低[Z分:(0.64±0.10)vs.(0.70±0.10),P=0.028]。结论:静息态抑郁症患者注意网络的功能连接存在异常,可能与抑郁症患者认知功能损害,尤其是注意力下降有关。
2010年07期 v.24 546-550页 [查看摘要][在线阅读][下载 184K] [下载次数：581 ] |[引用频次：17 ] |[阅读次数：3 ] - 徐鹏飞;黄宇霞;罗跃嘉;
目的:建立一套能适应情绪研究需要的适用于中国的标准化的"情绪-诱发"影像刺激材料库。方法:搜集旨在诱发快乐、悲伤、愤怒、恐惧、厌恶、中性6种不同情绪的影像片段48个,根据片段的长度,可理解性和离散性进一步筛选出30个情绪影像片段。征集50名在校大学生,对影像片段的唤醒度、情绪效价和离散性分别使用自我报告的5点量表、正性负性情绪量表及分化情绪量表进行自我评定。结果:除中性外的5种情绪片段均诱发了强烈的情绪,且负性情绪强于正性情绪[如,在唤醒度上,悲伤(3.118±0.053)vs.快乐(2.673±0.055),P<0.001];男性的报告强度高于女性[如,在唤醒度上,男性(2.852±0.038)vs.女性(2.620±0.062),P<0.05];对于经验,除厌恶外,实验前看过该片段的被试的报告强度高于没看过的被试[如,在唤醒度上,对于恐惧片段,看过(3.231±0.107)vs.没看过(2.815±0.057),P<0.001];最终确立了18个选取标准可供使用本情绪影像库的研究者选择。结论:影像片段分别诱发了强烈的不同类型的情绪体验,可以为情绪研究提供标准化的实验刺激材料。本情绪影像库还有待于进一步完善。
2010年07期 v.24 551-554+561页 [查看摘要][在线阅读][下载 228K] [下载次数：4150 ] |[引用频次：200 ] |[阅读次数：8 ] - 张喜梅;谭云龙;朱凤艳;吴宇泽;2010年07期 v.24 555-556页 [查看摘要][在线阅读][下载 56K] [下载次数：103 ] |[引用频次：5 ] |[阅读次数：3 ]