目的:探查ADHD儿童的短时距再现能力.方法:计算机个别测试,经过专业门诊诊断的ADHD儿童以及正常对照组儿童各20名分别完成6秒和12秒的短时距视觉再现任务;结果:(1)ADHD儿童的短时距再现能力6秒成绩高于正常儿童(6137.3±1007.4/6056.5±849,F=12.57,P＜0.05),12秒成绩低于正常儿童(10910.9±2149.6/11201.5±1786,F=8.21,P＜0.05).(2)ADHD儿童的6秒和12秒上的再现误差高于正常对照组(8.93±10.97/4.25±9.25,F=14.34,P＜0.05,17.87±13.66/14.85±10.45,F=9.84,P＜0.05),对6秒再现的准确性高于12秒;(3)ADHD儿童在6秒和12秒再现误差百分比均高于正常儿童(13.4%/8.47%,χ2=7.58,P＜0.01,27.2%/18.9%,χ2=4.72,P＜0.01).结论:ADHD儿童的短时距再现能力明显比正常儿童差,时距长度是影响儿童时距再现的重要因素.
作者：陆小英；李惠芬；方格 刊期： 2006年第05期
目的:分析父母接受健康教育与否对2岁儿童行为发育的影响.方法:应用及相关背景问卷,对项目社区310例2岁儿童母亲进行调查,同时选取191例2岁儿童的母亲作为对照组.结果:项目组儿童行为偏离检出率为48.7%,低于对照组的62.8%(χ2=9.49,P＜0.01);项目组比对照组有较多比例的母亲采取积极养育行为,包括在孩子会说话前即开始经常与孩子说话(93.9%及91.3%,χ2=3.85,P＜0.05)、经常与孩子玩耍(80.7%及70.7%,χ2=20.36,P＜0.01)、给孩子讲故事(90.8%及85.5%,χ2=10.60,P＜0.01)、指导孩子独立做事情(91.9%及85.9%,χ2=4.68,P＜0.05)、当孩子学会1个本领时立即表扬(78.0%及73.6%,χ2=3.82,P＜0.05);经常与孩子说话、知道孩子不高兴的原因、给孩子提供较多的图画书、指导孩子独立做事情等与儿童行为偏离呈负相关(r=-0.16～-0.26);孩子哭闹时对孩子发火、父母管教态度有分歧、经常体罚孩子等与儿童行为偏离呈正相关(r=0.12～0.33).结论:父母养育行为是影响儿童行为问题得分的因素之一.社区干预在一定程度上改善了父母养育行为,进而减少了项目社区儿童行为偏离的发生.
作者：郝波；赵更力；张文坤；陈丽君 刊期： 2006年第05期
目的:考察学前儿童不同类型的社交退缩行为与气质特点的关系.方法:采用实验室观察法对176名4岁儿童的三种社交退缩行为做出评价:抑制行为、安静退缩和活跃退缩.气质特点由母亲报告.结果:抑制行为与儿童气质上的害羞(r=0.21,P＜0.05)、不善交往(r=-0.31,P＜0.01)有关,安静退缩与母亲报告的气质特征(P＞0.05)无显著相关,活跃退缩与儿童的高活动水平(r=0.19,P＜0.05)有关.结论:儿童三种社交退缩行为的气质基础存在差异,行为抑制可能是由于天性害羞,而安静退缩与害羞无关,活跃退缩行为多的儿童活动水平较高.
作者：孙铃；陈会昌；郑淑杰；单玲；陈欣银 刊期： 2006年第05期
网络对心理发展有负面影响[1].国内相关研究表明,我国儿童行为问题的发生率为2.9-12.97%[2,3],本文探讨网络对儿童行为问题的影响.
作者：高广胜；张秀芬；李成江；李芸 刊期： 2006年第05期
目的:探讨农村小学生父母养育方式与社交焦虑的关系.方法:采用父母养育方式评价量表和儿童社交焦虑量表对江西省176名小学生施测.结果:(1)随着年级升高,小学生父母养育方式量表各维度得分逐步下降(F=8.61-25.64,P＜0.001),社交焦虑量表的害怕否定评价(F=4.34,P＜0.01)、社交回避及苦恼(F=9.42,P＜0.001)也均随年级升高而下降;(2)父母养育方式与农村小学生的社交焦虑呈正相关(r=0.17-0.37,P＜0.05-＜0.001);(3)父亲养育方式、母亲养育方式分别解释了社交回避及苦恼总方差的8.3%、3.6%,解释害怕否定评价总方差的10.4%和0.9%.结论:农村小学生的父母养育方式与其社交焦虑有一定关系.
作者：严标宾；郑雪 刊期： 2006年第05期
目的:考察社会比较倾向量表中文版的信度和效度.方法:两个样本共计1023名被试完成社会比较倾向量表的问卷调查.结果:项目分析显示,11个题目在项目-总分相关及项目鉴别度上均符合测量学要求.探索性因素分析获得两个因素:能力和观念,累计解释的方差为55.6%;验证性因素分析验证了双维的量表结构(CMIN/DF=3.91,CFI=0.96,GFI=0.95,AGFI=0.96,RMSEA=0.05).量表的内部一致性信度系数为0.88,四周后重测信度为0.89.分析显示,男性被试的得分(39.4±8.7)显著低于女性被试的得分(41.4±7.3,P＜0.01,t=-4.06);学生样本的得分(41.3±7.5)显著高于员工样本(39.5±8.6,江3.48,P＜0.01);量表与各效标量表的相关关系符合理论预期,具有较好的效标关联效度.结论:本研究修订的社会比较倾向量表具有较好的信度、效度,可以满足今后国内有关研究和应用的需要.
作者：王明姬；王垒；施俊琦 刊期： 2006年第05期
目的:编制适合于我国牙科临床的牙科临床畏惧调查表(CVDHFS).方法:以Cynthia C等人的研究为基础,根据拔牙临床情况编制出新问卷,在223名被试中测试该问卷并检验其信效度,30名被试参加测试检验其效标效度.结果:问卷包含一般性焦虑、特定性畏惧、不信任、灾祸感等四个分量表,共22个条目.各分量表内部条目间的相关均达到显著性水平(r=0.13～0.78,P＜0.01);各分量表分之间以及分量表分与全量表总分的相关系数r=0.53～0.85(P＜0.01),整个问卷α系数为0.91;主成分分析抽取的4个成分基本验证了理论构思,条目G1-G5、S7、C5在一般性焦虑成分上因素负荷0.58～0.82,条目S1-S6在特定性畏惧成分上因素负荷0.52～0.79,条目D1-D5在不信任成分上因素负荷0.66～0.80,条目C1-C4在灾祸感成分上因素负荷0.51～0.87,4个成分能解释72.40%总变异;全量表总分与状态-特质焦虑问卷的状态焦虑得分相关系数为0.62(P＜0.01).结论:牙科临床畏惧调查表有较好的信效度,可以作为评估牙科患者焦虑畏惧的测评工具.
作者：徐方忠；郑谧 刊期： 2006年第05期
量表编制并对其进行结构效度评价时,如量表结构未知,采用探索性因子分析,如对已知量表的结构进行验证,选择验证性因子分析.尽管因子分析应用相当广泛,但在具体应用中仍存在不少问题,尤其是探索性因子分析.在应用探索性因子分析并且采用主成分法提取公因子的文章中,有关的问题主要集中在四个方面:资料的适合、矩阵选择、确定公因子数及拟合优度检验问题.笔者主要针对这四个问题进行讨论,并且由于SAS和SPSS是统计分析常用的两种软件,本文还给出了相应的程序和操作方法.
作者：秦浩；陈景武 刊期： 2006年第05期
目的:对Antonovsky编制的心理一致感量表(SOC-13)进行初步的修订和信效度检验.方法:根据量表修订的方法,在上海市选取1827名成年被试和44名大学生被试进行测试,分析中文版的信、效度.结果:项目分析结果表明SOC-13各项目的项目鉴别力良好r=0.40、0.64,有三个组的r在0.28-0.37;量表的重测信度为0.61,内部一致性系数为0.76;探索性因素分析的结果得到可理解感、可控制感和意义感三个因素(特征根大于1,解释方差比率总计47%),除项目9和11外,其他条目的负荷范围在0.41至0.69之间;效标关联效度理想.结论:修订的心理一致感量表具有较高的信、效度.
作者：包蕾萍；刘俊升；周颖 刊期： 2006年第05期
目的:修订人际关系能力问卷(ICQ),并考察该问卷在中国初中生中的信度和效度.方法:对来自两所城市的1321名初一至初三学生施测ICQ问卷,并进行信、效度检验.结果:验证性因素分析表明,修订后的ICQ问卷具有较好的结构效度,GFI、NNFI和CFI均大于0.85,RMSEA为0.05;问卷具有较好的效标效度,能够将有无互选朋友的被试进行区分;问卷总表的克伦巴赫α系数为0.93,分半信度为0.89,各维度的克伦巴赫α系数在0.70～0.81之间,分半信度在0.69～0.79之间,重测信度在0.63～0.82之间.结论:修订后的ICQ问卷适用于对中国初中生人际关系能力的研究.
作者：王英春；邹泓；屈智勇 刊期： 2006年第05期
目的:探讨D型人格量表在我国大学生中的信效度,考察D型人格在我国人群中的分布及其文化含义.方法:将Denollet的D型人格量表(DS14)修订成中文版问卷,以艾森克人格问卷简式量表为效标,施测于我国两所大学的学生.结果:DS14中文版两个分量表的内部一致性系数消极情感为0.92,社交压抑为0.79.结构效度符合两因素的理论构想(消极情感的题目负荷为0.71-0.87,社交压抑的题目负荷为0.53-0.75),验证性因素分析结果为χ2/dlf=3.19,GFI=0.90,NNFI=0.91,CFI=0.91,RM-SEA=0.06.消极情感与神经质的相关系数为0.69,社交压抑与外向性的相关为-0.69,消极情感与精神质的相关为0.19(均P＜0.05),社交压抑与精神质的相关无显著.我国被试在消极情感和社交压抑方面没有性别差异,在D型人格的比例上也是如此.但我国大学生中D型人格类型的比率为31.6%,远高于荷兰普通人群(21%).结论:DS14中文版是测量个体消极情感和社交压抑倾向的有效工具,可用于鉴别具有D型人格的高危人群.
作者：于肖楠；张建新 刊期： 2006年第05期
目的:检验社会支持评定量表在军人群体中的信度和效度,建立社会支持评定量表军人常模,并分析其性别、军龄和级别特征.方法:采用分层随机抽样的方法,对驻守在全国30个省市的13450名现役军人进行团体测试.结果:①各条目与总分的相关系数为0.40～0.66(P＜0.01);②同质性信度为0.56～0.79,斯皮尔曼分半信度为0.52～0.76,重测信度为0.58-0.82;量表总分与各因子分之间的相关系数是0.74、0.85和0.76,而各因子分之间的相关系数是0.35、0.29和0.23,后者明显低于前者;③建立了社会支持评定量表军人总体和性别常模;④女性各因素得分均高于男性(社会支持总分女42.28 ±7.17、男39.87 ±7.54,P＜0.01);不同军龄之间,各因子得分差异有显著性(军龄一年者和六年以上者得分较其他年龄组高)(P＜0.01);不同军衔之间,所有因素得分差异均有显著性(P＜0.01),各因子得分随军衔升高而增加.结论:社会支持评定量表在军人群体中有较好的信度、效度和项目区分度,军人社会支持量表的常模样本表现出明显的性别、军龄和级别特征.
作者：杨国愉；冯正直；夏本立；钟铁军；刘云波；汪涛；廖雅琴；宋德明；李国亮；刘俊丽；汪凤；张艳；张均；王江澜 刊期： 2006年第05期
研究发现,55.7%的个体在青春期有社交焦虑的体验,社交焦虑障碍的发病率也达到1%左右[1].高特质焦虑组大学生占总人数20.3%[2],其中社交焦虑个体占了较大的比重.
作者：李波；钱铭怡；马长燕 刊期： 2006年第05期
近来,督导(Supervision)和督导者(Supervisor)已经成为心理咨询行业中很流行和很时髦的词汇.不过,被督导者(Supervisee)这个名称好像用得还不多,尽管被督导者与督导者是必需同时并存的.
作者：黄蘅玉 刊期： 2006年第05期
本文于2005年3月对四川省城乡青少年进行了父母家庭教育方式的调查,结果如下:
作者：徐慊；郑日昌 刊期： 2006年第05期
良好的社会支持对个体心身健康会产生有益的影响[1-3].本文针对监狱长这一特殊职业群体的社会支持情况及其与心身健康的关系进行了调查.
作者：陈立成；于海霞；章恩友；曹广健 刊期： 2006年第05期
时间管理倾向是一种时间维度上的人格特点,由时间价值感、时间监控观和时间效能感构成[1,2].本研究对高中生A型人格与时间管理倾向的关系进行初步探讨.
作者：尧国靖；黄希庭；罗春明；龚艺华 刊期： 2006年第05期
目的:探讨农村居民自杀意念的影响因素,为自杀干预提供依据.方法:对湖南浏阳市永安镇常住农村居民,采用分层随机整群抽样法确定样本人群,使用自行设计的调查表,采取入户、单独面谈的方式进行调查.结果:共851名调查对象接受了面谈并完成调查问卷.终生自杀意念发生率为23.6%,经多因素logistic回归分析,自评心理健康状况、自评经济水平、性别、自评躯体健康状况为自杀意念的影响因素(OR值分别为2.107、1.910、1.630、1.596).结论:农村常住居民自杀意念发生率处于较高水平.自评心理健康状况差、自评经济水平低、女性、自评躯体健康状况差是产生自杀意念的危险因素.应针对危险因素予以积极的干预.
作者：冯珊珊；肖水源；周亮；唐勇；傅卓华 刊期： 2006年第05期
目的:探讨军人自我和谐的特点及其相关因素.方法:采用自我和谐量表(SCCS)、症状自评量表(SGL-90)、应付方式量表(CSQ)和自编的基本状况调查表对12133名军人团体施测.结果:①军人自我和谐程度总体偏低(平均总分:90.0±14.8).②不同军事职别军人的自我和谐的差异有统计学意义,干部的自我和谐优于士官(86.3±14.6,91.6±13.8,P＜0.05),士官优于士兵(94.0±13.2,P＜0.05)③不同年龄组军人自我和谐差异有统计学意义,自我和谐程度随年龄的增长而上升(P＜0.01)④多元逐步回归分析显示,有14个因素影响军人的自我和谐,14个预测变量的多元相关系数R为0.575,可联合解释自我和谐程度的33.1%,位于前5位的影响因素是解决问题、自责、SCL-90总分、职别、幻想(Beta=0.237,-0.220,0.152,-0.123,-0.117,P＜0.05).结论:军人自我和谐程度偏低,不同军事职别及年龄组军人的自我和谐程度不同,影响军人自我和谐的因素较多.
作者：廖雅琴；冯正直；夏本立；杨国愉；钟铁军；李国良；刘云波；汪涛；王江澜；刘俊丽；张艳；汪凤 刊期： 2006年第05期
目的:了解监狱警察睡眠和焦虑、抑郁情绪的现状.方法:用匹兹堡睡眠质量指数(PSQI)、焦虑自评量表(SAS)和抑郁自评量表(SDS)对广东省监狱管理局的2093名监狱警察进行调查.结果:监狱警察PSQI均分为7.10±3.68,40.71%的监狱警察存在睡眠问题.SAS分为41.64±7.66,焦虑症状发生率为11.94%;SDS分为45.11±8.01,抑郁症状发生率为26.99%.男警PSQI得分高于女警(7.2±3.6/6.7±3.9,t=2.1,P＜0.05).35岁以上监狱警察SAS、SDS的标准分及焦虑症状发生率高于≤35岁的警察(14.0%,11.1%,χ2=18.77,P=0.000).监区警察的PSQI得分高于行政人员(7.3±3.6/6.5±3.7,P＜0.05),行政人员睡眠问题发生率低于后勤人员、监区警察(34.4%、41.5%、42.1%,P＜0.05).PSQI分与SAS总分、SDS总分的相关系数为0.23、0.36(P＜0.05).结论:监狱警察的睡眠质量问题和焦虑、抑郁情绪比较严重,不同工作岗位、年龄及男女监狱警察的睡眠、焦虑、抑郁状况不同.
作者：关念红；张晋碚；王旭东；魏钦令；甘照宇 刊期： 2006年第05期
目的:了解不同职业人群的婚姻质量状况,识别婚姻冲突的群体所在.方法:随机抽取海南省两所高校已婚教师200名、服务行业已婚员工144名作Olson婚姻质量调查.结果:1.高校教师婚姻质量问卷总得分高于服务业员工(35.1±6.7/33±6.6,t=5.59,P=0.00),高校教师在婚姻满意度、性格相容性、夫妻交流、经济安排、业余活动、子女和婚姻方面得分均高于服务业员工(t=3.37～2.20,P＜0.05、0.01).2.30-39岁高校教师得分高于同年龄同性别服务业员工,男性表现在性格相容性、解决冲突方式、业余活动和亲友的关系方面(t=2.25～3.13,P＜0.05),女性表现在婚姻满意度、性格相容性、夫妻交流、经济安排、业余活动以及子女和婚姻方面(t=2.12～3.41,P＜0.05);女性20-29岁高校教师除信仰一致性方面得分高于服务业员工之外,在性格相容性、解决冲突方式、子女和婚姻以及与亲友的关系方面得分均低于服务业员工(t=2.21～2.59,P＜0.05);3.学士在经济安排,硕士在婚姻满意度、夫妻交流、业余活动、子女和婚姻以及性格相容性,博士在业余活动方面得分均高于学士以下(F=3.01～3.91).结论:高校教师总体婚姻质量状况优于服务业员工;应关注20-29岁类高校女性教师与30-39岁类服务业男性、女性员工的婚姻状况.
作者：马莹 刊期： 2006年第05期
目的:探讨文拉法辛缓释剂对伴有高血压的老年期抑郁症的疗效和安全性.方法:使用文拉法辛缓释剂对30例伴有高血压的老年期抑郁症和30例无高血压的老年期抑郁症患者进行为期6周的对照治疗,在治疗前及治疗后第1、2、4、6周末评定汉密尔顿抑郁量表(HAMD 17项),并进行临床疗效评定,监测血压,记录不良反应.结果:高血压组和非高血压组患者的HAMD评分均从第1周末起明显下降(P＜0.05或P＜0.01),且一直持续至治疗第6周末.两组6周末的有效率和临床治愈率差异无显著性(P＞0.05).高血压组患者使用文拉法辛缓释剂治疗后第2周末收缩压变化值显著高于非高血压患者(0.9±0.4,0.6±0.5,P=0.01).两组间的不良反应发生率差异无统计学意义(P＞0.05).结论:文拉法辛缓释剂治疗老年期抑郁症疗效肯定,不良反应少,对血压无明显影响.
作者：袁勇贵；李海林 刊期： 2006年第05期
对于不同剂量文拉法辛治疗抑郁症的疗效和不良反应,有关报道不多[1].因此,笔者对此进行了研究.
作者：黄永进；秦晓霞；刘力；秦和平；刘盈；金魁和；杨焕 刊期： 2006年第05期
文拉法辛是苯乙胺类新型抗抑郁药,选择性阻断5-羟色胺的再摄取,较高剂量时能够阻断去甲肾上腺素的再摄取,对α1肾上腺素能受体、胆碱能受体亲和性较低,临床上能有效治疗抑郁症和焦虑症谱系疾病,以及慢性疼痛[1]等.与单一系统作用的抗抑郁药相比,文拉法辛对较严重的抑郁症以及焦虑症状有更好的疗效,并且起效较快[2].其安全性和耐受性较好,过量时安全,心血管毒性反应或体位性低血压与5-羟色胺再摄取抑制剂相似[3].1995年Feighner等首次提出文拉法辛治疗可能会升高血压,主要表现为卧位舒张压升高[4].接受200mg/日以上剂量的文拉法辛治疗时,舒张压升高的发生率约5.5%.此后,在临床实践和研究中,文拉法辛对血压的影响受到关注.本文回顾文拉法辛的临床研究,并将文拉法辛对血压的影响进行综述.
作者：司天梅；舒良 刊期： 2006年第05期
