目的:探讨注意缺陷多动障碍(ADHD)儿童的依恋特点及其与注意缺陷和多动得分的关系.方法:用DSM-Ⅳ诊断标准进行筛查,对88名注意缺陷多动障碍儿童与150名正常儿童实施儿童依恋量表测试.结果:ADHD组儿童的母亲依赖度(3.1±0.5)、父亲依赖度(2.9±0.8)、母亲亲近度(2.7±0.6)、父亲亲近度(2.6±0.7)及母子依恋(3.0±0.7)和父子依恋总分(2.7±0.6)均低于对照组(分别为3.4±0.5、3.5±1.1、3.0±0.7、2.9±0.7、3.2±0.5、3.2±0.5,P均＜0.01);ADHD组儿童的父亲依赖度(2.9±0.8)、父亲亲近度(2.6±0.7)和父子依恋得分(2.7±0.6)低于母亲依赖度(3.1±0.5,P＜0.01)、母亲亲近度(2.7±0.6,P＜0.01)和母子依恋得分(3.0±0.7,P＜0.001);DSM-Ⅳ中注意缺陷得分(DSMAT)与依恋安全性量表的各维度均呈负相关(r=-0.32、-0.28、-0.24、-0.24、-0.23、-0.34,P均＜0.01),多动得分与母亲依赖度(r=-0.22)、父亲依赖度(r=-0.19)、母亲亲近度(r=-0.14)、母亲依恋安全性(r=-0.14)、父亲依恋安全性(r=-0.21)均呈负相关(P＜0.05).结论:ADHD儿童对父母依恋安全性低于正常儿童,ADHD儿童对父亲依恋安全性低于对母亲依恋安全性,且其注意缺陷、多动冲动等症状与依恋安全性有密切的关系.
作者：李韵；夏颖；张红静 刊期： 2007年第09期
目的:考察父母教养行为在儿童2岁和7岁时的差异及其与儿童抑制性的关系.方法:采用实验室观察法对56名儿童2岁时的抑制性进行评价,用问卷法对父母在儿童2岁和7岁时的教养行为分别进行测量.结果:(1)儿童2岁时母亲的情感表达控制和惩罚评分都低于父亲(2.9±0.7/3.4±0.8, t=-4.47, P=0.000;2.8±0.6/3.1±0.8, t=-2.31, P=0.020),7岁时母亲的惩罚高于父亲(3.3±0.6/3.0±0.8, t=2.17, P=0.030).(2)7岁时测量得到的母亲的担忧(3.7±0.8/4.4±0.7)、接纳(4.7±0.5/4.9±0.5)评分较2岁下降,惩罚评分增加(3.3±0.6/2.8±0.6)且有统计学意义(F(1,53)=10.98, F(1,53)=6.89,F(1,53)=20.58, P＜0.01),7岁时父亲的担忧评分较2岁时也下降(3.7±0.8/3.9±0.6, F=5.63(1,53), P＜0.01).(3)两次测量中,母亲对三种抑制类型儿童情感表达的控制都存在显著差异(F(2,53)=2.96, P=0.050).(4)测量与抑制性对母亲的拒绝和排除限制的鼓励独立存在交互作用(F(2,53)=3.39, F(2,53)=4.20, P＜0.05).结论:父亲的教养行为比较稳定,母亲的教养行为变化较多且母亲的拒绝和鼓励独立方面与儿童的抑制性有更多的关联,母亲对抑制型儿童的教养表现出较多消极的行为和行为的变化.
作者：王茜；陈会昌 刊期： 2007年第09期
注意缺陷多动障碍(ADHD)分注意缺陷型、多动冲动型、混合型三种亚类型.大量研究证实了ADHD的抑制缺损[1,2],但对兴奋机制的研究明显不足;对亚类型的认知机制差异研究也不够;没有区分抑制缺陷和认知能量落后对任务成绩的影响.本研究采用停止信号任务范式探查三种亚型ADHD个案在反应抑制、持续性注意、疲劳效应上的差异,对前人研究进行探索性补充和推进.
作者：张微；刘翔平；王博；陈乾鑫；冉俐雯 刊期： 2007年第09期
目的:考察不同社交地位小学生自我意识水平和社交焦虑的特点及关系.方法:采用社会测量法、问卷法对272名3～5年级的小学生的社交地位、自我意识和社交焦虑进行评定.结果:(1)3～5年级小学生的自我意识水平有显著的性别、社交地位差异.女生的自我意识水平(58.0±10.7)显著高于男生(53.4±11.3)(t= -3.49, P＜0.01),受欢迎组的自我意识水平(59.2 ±11.1)显著高于被拒绝组(51.2±12.3)和被忽视组(54.2±11.0)(P＜0.05).(2)受欢迎组儿童的社交焦虑水平(6.4±3.2)高于被拒绝组儿童的社交焦虑水平(4.8±3.5,P＜0.05).(3)综合模型中,社会喜好是通过社交自我知觉的中介作用与社交焦虑产生联系,不存在直接效应.结论:小学生的社交地位与其自我意识水平和社交焦虑水平存在一定关联性;社交自我知觉在社交地位和社交焦虑之间起到中介作用.
作者：于增艳；刘爱书 刊期： 2007年第09期
目的:探讨共患强迫障碍(OCD)的Tourette综合征(TS)儿童的父母养育方式及家庭环境特点.方法: 以33例共患OCD的TS儿童、40例单纯TS儿童和40例正常儿童为研究对象, 采用家庭环境量表中文版及父母养育方式问卷中文版对所有受试者的家庭环境及其父母的养育方式进行评定.结果:共患OCD的TS儿童家庭的亲密度和情感表达因子分低于单纯TS组和正常对照组(5.7±1.4/7.1±1.4, 7.6±1.2,P＜0.05),矛盾性和控制性得分则高于单纯TS组和对照组(4.3±1.2/2.8±1.04, 1.4±1.0,P＜0.05; 4.8±1.7/4.1±1.4, 3.5±1.2, P＜0.05),共患病儿童组父亲的惩罚严厉和过分干涉(19.9±4.3,21.9±3.3)、过度保护分量表得分(12.8±2.4)高于单纯TS组(17.1±4.2, 20.1±3.2, 11.4±3.0)和正常儿童组(16.2±5.2, 18.7±3.9, 10.1±2.6),情感温暖分量表得分低于正常儿童组(43.2±7.3/49.2±8.9, F=5.81, P=0.004),拒绝否认得分高于正常儿童组(10.4±2.5/8.3±2.4, F=6.21, P=0.003),但与单纯TS组差异无显著性.共患OCD的TS儿童组母亲的过分干涉保护和拒绝否认两个分量表得分高于其他两组(F=8.12、10.22、P=0.001, 0.000),其惩罚严厉分量表得分高于正常儿童组(F=3.37,P=0.038),而两病例组间无差异.结论:共患OCD的TS儿童生活的家庭环境欠佳,其父母的养育方式存在问题.
作者：刘秀梅；王玉玮；衣明纪；初清；李丽霞 刊期： 2007年第09期
目的:探讨学习困难初二学生的工作记忆容量.方法:用学习困难量表筛选出初中二年级语文困难26人、数学困难29人、双困难29人和28名对照组初二学生,通过计算机个别测试,所有初二学生均完成言语和空间6项工作记忆任务.结果:四组学生的6项工作记忆任务得分差异均有统计学显著性,对照组得分均高于三类学习困难初二学生.在阅读广度上对照组初二学生得分高于三类学习困难初二学生(3.9±0.6/1.7±0.6、2.9±0.9、1.8±0.6,F=61.37,P=0.000),语文困难和双困难组初二学生得分显著低于数学困难组(P=0.000);在计算广度上对照组得分均高于三类学习困难组(4.5±1.1/3.8±0.8、1.8±0.8、1.8±0.6,F=79.38,P=0.000),语文困难组得分高于数学困难组及双困难组(P=0.000);双困难组的6项工作记忆容量任务得分均低于对照组.结论:学习困难初二学生的工作记忆容量均存在缺陷,不同学习能力组学生的工作记忆容量出现了不同程度的分化,言语工作记忆容量对学习困难初二学生的影响大于空间工作记忆容量的影响.
作者：王恩国；刘昌 刊期： 2007年第09期
目的:探索心理因素与门诊服务利用的关系.方法: 采用分层整群随机抽样方法抽取样本,利用自制调查问卷和Kessler10量表进行访谈式调查.结果: 共调查威海市15岁及以上居民11652人.占威海市总人口的4.72‰.(1)居民两周患病检出率为10.4%(其中农村地区为10.9%,城市地区为7.7%),两周就诊率平均为4.8%(其中农村地区为5.0%,城市地区为4.1%);63.6%的患者就诊时选择基层医疗机构;(2)单因素和多因素分析结果显示,影响门诊服务利用的主要心理因素是K10分值,其高分组(30～50)的OR值=2.258 (95%CI:1.265-4.032).结论: 心理健康状况差与两周就诊率高相关.
作者：何江江；徐凌忠；孙辉；张希玉；王建新；李瑞英 刊期： 2007年第09期
目的:通过对患者抑郁症知识及药物副作用的认知教育干预,系统随诊,提高患者治疗依从性.方法:以60例综合医院神经内科门诊及住院患者为研究对象,全部符合DSM-Ⅳ重症抑郁单次发作诊断标准.入组患者填写一般情况问卷,按照随机对照原则,分成干预组及对照组,对照组一般常规治疗,干预组定期电话随访,两名神经内科医师进行抑郁症教育一次,发放抑郁症教育小册子,制作随诊卡.随访6个月,以脱落率代表治疗依从性,干预组与对照组进行比较.结果:(1)随访6个月共脱落32人,干预组脱落11人(36.7%),对照组脱落21人(70.0%).干预组与对照组脱落率分别为1个月(13.2%,36.7%)、3个月(20%,50%)、6个月(36.7%,70%),以上组间差异具有统计学意义(P＜0.05).(2)1个月内干预组与对照组比较,因不认可诊断(3.3%,10.0%)、药物副作用(3.3%,16.7%)及治疗无效(3.3%,6.7%)而停止治疗比例减少.1～3个月干预组中未见因为药物副作用或治疗无效脱落者,3～6个月干预组因治疗好转脱落者少于对照组(3.3%,10.0%).结论:综合性医院抑郁症患者治疗依从性差;电话交谈、系统规范的门诊随诊、集体教育等多维认知教育干预方法,可以提高抑郁症患者治疗依从性.
作者：张慧敏；黄贞杰；许晶；王俊平 刊期： 2007年第09期
目的:探讨心理健康教育为主的综合干预对患子宫肌瘤需行经腹子宫全切术年轻患者的心理应激反应的作用.方法:选取符合入组标准的40例患子宫肌瘤需行经腹子宫全切术的年轻患者,对干预组(20例)进行术前心理健康教育为主的综合干预.在两组入院第二天(T1)、手术前即干预后(T2)分别行HAMA、HAMD测定,在T1、T2、术后第二天(T3)测定血清皮质醇、白介素-6浓度.结果:(1)行经腹子宫全切术的年轻患者入院时均有焦虑、抑郁症状,干预后干预组汉密尔顿焦虑量表评分从14.4±5.9降低为9.1±4.2,汉密尔顿抑郁量表评分从17.8±3.5降低为9.4±6.8,组内、组间比较差异具有统计学意义.(2)心理干预组血清皮质醇T2 13.4±3.9 ug/dl、T314.2±4.8 ug/dl较T116.6±4.0 ug/dl明显降低,与对照组相比T2血清皮质醇差异具有统计学意义(13.4±3.9/15.5±4.3 ug/dl,t=2.10, P=0.05).(3)白介素-6组内组间比较差异均未达到统计学意义.结论:应重视子宫全切术患者存在的心理问题,通过术前心理健康教育为主的综合干预,能降低围术期心理应激水平.
作者：王芬；李春波；吴文源 刊期： 2007年第09期
目的:探索婚姻恋爱生活事件与中国农村女性高自杀率之间的关系.方法:应用心理解剖的方法对66例农村自杀者与66例正常对照者进行调查.结果:研究人群中女性36名,占全部调查人群的27%(36/132).女性自杀者中婚姻恋爱生活事件的发生频数高,为1.6±2.1,高于其他四类生活事件(0.5±0.7、0.4±0.6、0.9±0.9、0.4±0.9),但差异无统计学意义.女性自杀者中婚姻恋爱生活事件的发生频数(1.6±2.1)高于男性自杀者和对照女性人群婚姻恋爱生活事件的发生频数(1.0±1.5、0.2±0.6、0.6±0.9),但差异没有统计学意义.结论:农村女性自杀者中,婚姻恋爱方面的负性生活事件是值得重视的诱因.
作者：张杰；李宁 刊期： 2007年第09期
目的:探讨男性更年期综合征的临床特征.方法:以主动到心理咨询门诊的男性更年期综合征患者60例为研究组(A组),以女性更年期综合征患者148例为女性对照组(B组),另有来自大学和医院的男性职工62人为正常对照组(C组).采用一般资料、Locke-wallace婚姻调适测定、生命质量评定量表(TDL)、生活事件评定量表(LES)、应激量表(WSP)、社会支持量表(SSRS)、艾森克人格问卷(EPQ)等,从心身角度对A、B两组进行多方面的对照,且对A组与C组进行了性激素测定对照,对A组血清睾酮、雌激素水平与更年期症状(Kupperman评分)进行了相关分析.结果:①A组不良生活方式、伴发躯体慢性疾病比例及婚姻质量评分高于B组(32/60、28/148;19/60、26/148;107.2±11.0、70.6±22.7,χ2=24.64、5.01、t=11.89,P＜0.01),而B组神经质性人格比例高于A组(66/148、12/60,χ2=11.02,P＜0.01).②A组LES、SSRS分值高于B组(70.1±23.2/62.2±15.5,53.3±5.0/20.8±7.0,t=2.88、32.93,P＜0.01),B组WSP分值高于A组(35.5±2.8/30.0±5.9,t=9.08,P＜0.01).A、B两组Kupperman总分比较差异无显著性,但因子分差异有显著性.③A组雌激素水平显示高于C组(40.8±9.2/35.7±10.3,t=2.86,P＜0.05).④A组血清睾酮与Kupperman总分无相关(r=0.03,P＞0.05),但雌激素与Kupperman总分呈正相关(r=0.57,P＜0.01).结论:男性更年期综合征的临床特征有别于女性,血清雌激素水平可能与男性更年期症状的产生有关.
作者：李一云；屠监源；季建林 刊期： 2007年第09期
目的:探讨口腔扁平苔癣(Oral Lichen Planus,OLP)患者的心理健康状况及其影响因素. 方法:应用症状自评量表(SCL-90)、A型行为类型问卷(TABPQ)、艾森克个性问卷(EPQ)、社会支持评定量表(SSRS)、生活事件量表(LES)对40例OLP患者和40名正常对照者施测. 结果:OLP组SCL-90总分及其因子分皆高于对照组(如SCL-90总分158.2±35.5/105.7±11.3,t=8.41, P＜0.01).OLP组过去1年内负性生活事件分值(97.1±35.5/33.6±23.4,t=8.41, P＜0.01)和EPQ 之P分(55.9±10.0/50.3±10.7,t=2.40, P＜0.05)及N分(51.6±9.0/46.8±10.2, t=2.27,P＜0.05)均高于对照,A型行为的比例皆高于对照组(25/40对12/40,χ2=9.78,P＜0.01),而其社会支持分值低于对照组(28.6±6.7/41.1±6.2,t=8.64, P＜0.01).结论: OLP患者心理健康状况较差,个性有神经质、精神病质特征,A型行为多见,一年内的生活事件较多,社会支持状况较差.OLP的发病与患者个性特征、行为类型、生活事件、社会支持及心理健康水平等有一定关系.
作者：孙振晓；于相芬；徐静 刊期： 2007年第09期
目的:考察北京警察面对的压力源状况,探索各种压力源、应对方式和社会支持等因素对警察心理健康水平的影响.方法:以SCL-90问卷、北京警察压力源问卷(自编)、特质应对方式问卷和领悟社会支持量表对北京市2312名警察进行调查.结果:警察面临的压力来自四个方面:工作生活(3.54±0.91)、领导管理(2.87±0.88)、人际关系(3.01±0.98)、个人能力(3.04±0.86).男性的压力源问卷评分大于女性(四个方面的评分分别为:3.5±0.9/3.2±0.9,2.9±0.9/2.8±0.9,2.8±0.9/2.4±1.0,2.9±0.9/2.4±0.8,t=2.0～8.4,P＜0.05或0.000,总分3.0±0.8/2.7±0.8,t=6.9,P＜0.001).不同年龄段警察的压力源问卷总评分及各因子分差异均有显著性(P=0.000),以36-45岁年龄段警察的评分高(总分3.0±0.8);回归分析发现除个人能力维度外,其他压力源得分越高,SCL-90得分越高(P＜0.001 ) ;社会支持越多,SCL-90得分越低(β=-0.18,P＜0.001);应对方式越积极,SCL-90得分越低(β=-0.31,P＜0.001).此外,压力源和社会支持的乘积项也能显著预测SCL-90得分(P＜0.001).结论:提高警察的心理健康水平可以从调节警察的压力源、增加警察的社会支持等角度入手.
作者：关梅林；曹慧；张建新 刊期： 2007年第09期
目的:在Mckinley和Hyde的身体意识客体化量表(OBCS)基础上,进行量表的修订.方法:对432名大学生进行原始量表的测量, 其中212名被试的结果作探索性因素分析,其余220名被试的结果作信、效度检验.结果:量表包含20个项目,三个分量表,分别是身体监视、身体羞耻感和控制信念.因素分析表明,三个分量表解释总方差的60.25%,各个项目载荷在0.623～0.824之间.重测信度为0.764～0.802,同质信度为0.861～0.875.与OBSC原量表相比, 修订的大学生身体意识量表删减了4个项目.结论:经修订后,大学生身体意识量表具有较为满意的信、效度, 可以在大学生中使用.
作者：陈欣；蒋艳菊 刊期： 2007年第09期
目的:编制青少年家庭满意度量表(AFSS) 并检验其信效度.方法:通过开放式问卷调查初步获得量表的结构和条目,在1253名大、中学学生中测试该量表,检验其信效度.结果:AFSS由家庭环境、家庭养育方式、家庭成员间的沟通和了解3个因素构成,共计42个条目.AFSS各因素的同质信度在0.882～0.972之间,重测信度在0.671～0.823之间.探索性因素分析各因子条目的载荷范围在0.458～0.753之间,累积方差贡献率为51.532%.结论:青少年家庭满意度量表具有较好的信效度,可作为评估青少年家庭满意度的测评工具.
作者：邱海棠；罗庆华；蒙华庆；冯正直；杜莲；李静；胡华 刊期： 2007年第09期
目的:分析我国高龄老人的心理状况及其影响因素.方法:依据北京大学老龄健康与家庭研究中心2002年中国老年人健康长寿调查数据库,分析高龄老人的心理状况及其影响因素.结果:大多数高龄和低龄老人(65.9%-98.9%,中位数93.1%)心理状况的评分在一般及以上,其中生活满意度的评分随增龄呈增高趋势,心理特点的评分随增龄明显下降.受教育程度高、居住在城市、主要经济来源靠自己或配偶的退休金以及住养老院的高龄老人生活满意度和心理特点的评分相对较高(平均分＞3.82,F = 34.19 ～ 190.88, P＜0.001),男性的心理特点评分高于女性(3.75±0.58/3.59±0.59,F=151.04, P＜0.001),与配偶同住者的心理特点评分高于无配偶同住者(3.81±0.57/3.62±0.59,F=139.66, P＜0.001).对于三个方面社会支持,来自社会工作者的高龄老人生活满意度评分高(平均分为3.82 ～ 3.91,F=46.99～71.49, P＜0.001),社会支持主要来自于配偶的高龄老人心理特点评分高(平均分为3.82 ～ 3.85,F=29.31～42.55, P＜0.001).结论:当前我国大多数高龄老人的心理状况较好,人口学变量和社会支持等是影响高龄老人心理状况的重要因素.
作者：李德明；陈天勇；吴振云 刊期： 2007年第09期
目的:探讨Rosenberg自尊量表的二因素模型.方法:591名在校大学生完成Rosenberg自尊量表(SES)和自我和谐量表(SCCS),用验证性因素分析检验自尊量表不同模型的拟合优度;用回归分析探讨自尊和自我和谐的关系.结果:自尊的二因素相关模型能更好地拟合数据(χ2=126.52,df=34,χ2/df=3.72,CFI=1.00,TLI=0.99,RMSEA=0.07),说明自尊的自我肯定维度和自我否定维度在数学上具有一定的区分效度;分别对自我肯定和自我否定与自我和谐的三个维度进行回归分析,发现两个维度的作用存在分离效应,说明自尊的自我肯定维度和自我否定维度在理论上具有一定的区分效度.结论:Rosenberg自尊量表(SES)可以使用二因素模型.
作者：杨烨；王登峰 刊期： 2007年第09期
目的:了解长沙市大学生自杀预防知识、自杀态度, 探讨与自杀预防知识、自杀态度相关的影响因素, 为开展大学生自杀预防工作提供科学依据.方法:通过多阶段分层整群随机抽样方法, 对长沙市6所高校的1664名大学生进行自杀预防知识问卷、自杀态度问卷(QSA)、青少年生活事件量表(ASLEC)、社会支持评定量表(SSQ)以及SCL-90症状自评量表等测评.结果:长沙市大学生样本自杀预防知识平均得分为10.8±0.9分, 应答正确率为54.5%.男性自杀预防知识掌握优于女性(12.3±0.9, 9.2±0.8;t=2.33, P=0.020), 医科学生的自杀预防知识的掌握情况优于文科或理工科学生(13.9±0.8, 10.0±1.0, 9.7±0.7;F=10.47, P=0.000), 独生子女对自杀预防知识的掌握优于非独生子女(11.9±0.7, 9.1±0.9;t=3.25, P=0.034), 来自核心家庭的学生自杀预防知识的掌握情况优于扩大家庭或单亲家庭的学生(14.0±0.9, 10.3±0.8, 9.4±0.7;F=7.49, P=0.000).自杀预防知识掌握的主要影响因素有性别、专业、家庭类型(β＝0.087、0.342、0.084).自杀行为性质态度的主要影响因素为专业类别、家族自杀史、自杀意念以及心理健康水平(β＝0.688、-0.055、0.810、0.731).结论: 长沙市大学生对于自杀存在许多不利于自杀预防的误解, 因此开展自杀预防知识教育和培养大学生对于自杀行为的正确态度非常必要.
作者：徐慧兰；马贞玉；肖水源；李颖 刊期： 2007年第09期
目的:探讨父母养育方式、社会支持和心理健康之间的关系,并初步建立父母养育方式、社会支持和心理健康的结构模型.方法:对504名青少年学生进行了问卷调查,运用结构方程模型对数据进行拟合.结果:社会支持与心理健康、父母养育方式有密切的关系,客观支持、主观支持、对支持的利用度与父母养育方式的大部分因子均有一定相关性(r=0.10～0.34,P＜0.05),且与SCL-90的相关系数分别为-0.10、-0.29、-0.30(P＜0.05);结构方程模型表明父母养育方式直接或通过社会支持间接作用于心理健康,模型拟合度较好(χ2 =374.26、df=60、P＜0.001,GFI=0.92、NFI=0.91、CFI=0.92、RMSEA=0.10) .结论:父母养育方式和社会支持对青少年心理健康有一定的影响.
作者：胡军生；滕兰芳；王登峰 刊期： 2007年第09期
应对风格既是一个人以往应对经验的积累,也是应对策略和方式的学习.以往研究多注重青少年应对方式分析,本文探讨青少年应对风格的发展趋势并分析其年级、性别差异.
作者：丁桂凤；赵国祥 刊期： 2007年第09期
