目的:检验接纳与行动问卷第二版(AAQ-Ⅱ)中文版测评大学生人群的信效度,为进行经验性回避及接纳与承诺疗法相关研究提供测量工具.方法:选取北京、四川和河南某大学学生共1749名,用随机数字法选取一半(n=879)进行探索性因素分析,另一半(n=870)进行验证性因素分析;在总样本中,简单随机选取366人,用自评抑郁量表(SDS)和自评焦虑量表(SAS)检验效标效度,用正念注意觉知量表(MAAS)和沉思反应量表(RRS)检验聚合效度和递增效度;间隔1个月,对从总体中简单随机选取的238人重测,检验重测信度.结果:探索性因素分析表明,AAQ-Ⅱ的经验性回避单因子累积方差为62.5％,载荷在0.72 ～ 0.84间;验证性因素分析显示单因子结构拟合较好(x2/df=4.56,CFI=0.99,TLI =0.97,RMSEA=0.06,SRMR=0.02);AAQ-Ⅱ得分与SDS、SAS、MAAS、RRS得分均呈正相关(r=0.26～0.69,P＜0.01).控制正念觉知或沉思反应后,AAQ-Ⅱ对焦虑、抑郁的解释力仍显著(△R2 =0.07～0.13,P＜0.001).量表的Cronbach α系数为0.88,重测信度为0.80.结论:接纳与行动问卷第二版(AAQ-Ⅱ)中文版测评大学生人群有良好的心理测量学指标,可用于经验性回避及接纳与承诺疗法相关研究的测量.
作者：曹静；吉阳；祝卓宏 刊期： 2013年第11期
目的:对大学生完美主义类型进行分类,并比较不同类型的心理特征.方法:在湖南省某高校选取大学生261名,完成Frost多维完美主义量表(FMPS)、Hewitt多维完美主义量表(HMPS)、近乎完美主义量表修订版(APS-R)、自尊量表(SES)、正性负性情绪量表(PANAS)、状态焦虑问卷(s-AT)和贝克抑郁问卷(BDI).结果:FMPS、HMPS和APS-R三个完美主义量表,提取出适应不良完美和适应完美二阶因子.以二阶因子为划分尺度,通过聚类分析,将大学生分为适应完美主义者(n=74)、适应不良完美主义者(n=97)和非完美主义者(n=90).非完美主义者在适应不良完美和适应完美维度得分均低于适应完美主义者和适应不良完美主义者[(109.9±15.5) vs.(114.5±10.8),(145.8±12.6);(92.3±10.6) vs.(120.5±10.9),(120.2±16.2);均P＜0.05];适应不良完美主义者在适应不良完美主义维度得分高于适应完美主义者[(145.8±12.6) vs.(114.5±10.8),P＜0.05];适应完美主义者在适应完美主义维度得分与适应不良完美主义者差异无统计学意义[(120.2±16.2) vs.(120.5±10.9),P＞0.05].适应完美主义者SES和PANAS的正性情绪得分均高于适应不良完美主义者得分[(29.8±2.9)vs.(27.1±2.8),(3.4±0.4)vs.(3.1±0.6),均P＜0.001],而负性情绪、S-AT和BDI得分均低于适应不良完美主义者得分[(2.1±0.6)vs.(2.5±0.7),(1.9±0.4)vs.(2.2±0.4),(7.6±6.2) vs.(11.8±7.2),均P＜0.001];非完美主义者的SES (28.9±2.3)和正性情绪(3.2±0.5)得分介于适应完美主义者和适应不良完美主义者得分之间(均P ＜0.05),负性情绪、S-AT、BDI得分均低于适应不良完美主义者得分[(2.1±0.6)vs.(2.5±0.7),(1.9±0.4)vs.(2.2±0.4),(6.5±4.7) vs.(11.8±7.2),均P＜0.001].结论:大学生存在适应完美主义者、适应不良完美主义者和非完美主义者三类群体,适应完美主义者心理健康水平高,适应不良完美主义者心理健康水平低,非完美主义者介于两者之间.
作者：张斌；谢静涛；蔡太生 刊期： 2013年第11期
目的:探讨精神分裂症患者韦氏成人智力测验第四版(WAIS-Ⅳ)中文版测评结果反映的智力特征及其可能的相关因素.方法:选取符合国际疾病和相关健康问题统计分类第十版(ICD-10)精神分裂症诊断标准的患者120例及正常对照120例,以WAIS-Ⅳ中文版评定两组的智力状况,以阳性与阴性症状量表(PANSS)评定患者的临床症状,并收集患者的受教育程度、发病年龄、病程和疾病分型资料.参照WAIS-Ⅳ智商等级划分标准将患者分为平常以上、平常以下和智力缺陷三组.结果:55.8％的精神分裂症患者的智力水平在平常以上,24.2％在平常以下,20％属于智力缺陷.精神分裂症组的WAIS-Ⅳ总智商[(91.2±17.4) vs.(106.7±13.3)]、加工速度指数[(80.4±17.1)vs.(104.5±13.3)]、工作记忆指数[(93.4±17.2) vs.(106.9±14.1)]、知觉推理指数[(90.9±18.5)vs.(103.2±13.9)]和言语理解指数[(101.2±16.7) vs.(107.7±13.1)]的得分均低于正常对照组(均P＜0.001).进行效应量比较发现,患者的加工速度指数(Cohen's d=1.58)得分与正常对照相比差异大,其次是工作记忆指数(Cohen's d =0.86)、知觉推理指数(Cohen's d =0.70)得分,而言语理解指数得分(Cohen's d=0.44)差异小.逐步线性回归分析显示,患者WAIS-Ⅳ中文版总智商与PANSS阴性症状分呈反比(β=-0.40,P＜0.05),与受教育年限呈正比(β=0.59,P＜0.01).结论:使用WAIS-Ⅳ中文版评估发现精神分裂症患者存在智力损害,尤其在加工速度和工作记忆方面受损较重.精神分裂症患者的阴性症状越重、受教育程度越低,智商可能越低.
作者：何雪玲；王健；崔界峰；范宏振；陈楠；姚晶；段京辉；晏丽娟；陈娆 刊期： 2013年第11期
目的:采用词汇记忆测验(WMT)来探讨精神努力度在精神分裂症患者认知功能测评过程中的效应.方法:入组110例确诊为精神分裂症的患者及110例年龄、性别、受教育年限相匹配的正常对照,施测精神分裂症认知功能成套测验共识版(MCCB),并以词汇记忆测验(WMT)作为测验过程中被试精神努力度的评估指标.根据WMT的通过标准,将被试分为“患者-正常努力”(Sch-NE),“患者-努力不足”(Sch-IE),“对照-正常努力”(Con-NE)和“对照-努力不足”(Con-IE)4组.此外,患者组还完成了阳性和阴性症状量表(PANSS)、瑞文标准推理测验(SPM)及威斯康星卡片分类测验(WCST).结果:患者组未通过WMT的人数高于对照组(37％ vs.8％,P＜0.001);患者组WMT各项指标得分均低于对照组[如,即时再认得分(91.0±l1.7)vs.(96.8±4.3),P ＜0.001].在控制努力度的情况下,患者组MCCB的各项得分(言语流畅分测验除外)均低于对照组[如,MCCB总分(37.8±10.4) vs.(50.9±8.8),P＜0.001].努力度效应显著(迷宫分测验除外),但其效应(Eta2介于1.7％ ～10.8％)低于组别效应(Eta2介于6.2％ ～ 24.7％).Sch-NE组的MCCB和WCST得分(连线和迷宫分测验除外)均高于Sch-IE组[如,MCCB总分(40.4±9.8) vs.(32.6±9.6),P＜0.001].WMT各项指标得分与MCCB和WCST得分呈正相关(r=0.19 ～0.45,P＜0.05),与PANSS中的阴性量表分、一般精神病理分和反应缺乏因子分呈负相关(r=-0.20～-0.32,P＜0.05).结论:对精神分裂症患者进行认知功能评定的过程中应考虑努力度效应.对努力度的控制可能会影响对分裂症患者认知损害的评估、治疗及相关研究的准确性.
作者：陈楠；邹义壮；谭淑平；崔界峰；范宏振；姚晶 刊期： 2013年第11期
目的:评估社交情境疗法对海洛因强制隔离戒毒者抑郁焦虑情绪的改善及其自尊、自我接纳心理的作用,以探索有效的戒毒心理辅助方法.方法:选取100例男性海洛因戒毒者,随机分为社交情境治疗组(ST组)和常规劳教康复对照组(CT组),各50例.两组均按戒毒所常规管教,ST组在此基础上连续进行两个月的社交情境心理治疗(每次2～3h,共8次).采用抑郁自评量表(SDS)、焦虑自评量表(SAS)、自尊量表(SES)、自我接纳量表(SAQ)及自我评价问卷、小组活动效果评估表进行评估,并进行咨询师评价、戒毒者同伴及戒毒所管理人员访谈.治疗后3个月、6个月随访测评.结果:治疗前两组间各量表评分差异无统计学意义;治疗后ST组的SDS得分低于CT组[(48.3±9.6) vs.(56.2±9.1),P＜0.01].ST组治疗后的SAQ、SES得分高于治疗前[(44.3±4.3)vs.(41.4±3.0),(28.9±3.2) vs.(26.6±3.0);均P＜0.001],而SDS和SAS得分低于治疗前[(48.3±9.6) vs.(58.8±11.6),(46.3±7.8) vs.(50.7±8.3);P＜0.001];CT组治疗前后各量表评分差异无统计学意义(均P＞0.05).治疗后3个月,ST组的SDS和SAS得分均低于CT组[(43.5±5.3) vs.(53.6±9.5),(43.5±5.3) vs.(53.6±9.5); P＜0.001];治疗后6个月,ST组的SAQ和SES得分均高于CT组[(49.8±4.6) vs.(41.6±3.7),(29.7±2.2) vs.(25.8±2.5);P＜0.001],而SDS和SAS得分均低于CT组[(40.4±7.9)vs.(57.0±8.5),(40.6±5.5) vs.(48.2±6.6);P＜0.001].结论:社交情境小组对改善海洛因戒毒人员的抑郁、焦虑情绪,提高自尊和自我接纳水平有较好效果;本疗法需在小组活动结束后3个月左右再次加强干预,以提高综合效果.
作者：余诗诗；郭丽；曾庆浪；李春强；黄凯 刊期： 2013年第11期
目的:考察咨询师与来访者对送礼的认知及决策上的差异.方法:选取北京某大学所属两个心理咨询中心咨询师36人和来访者34人.采用自编送礼情况调查问卷,考察咨访双方在4种送礼情境(低价/高价/自制/购买)下认知及决策确定程度的差异.结果:对自制礼物,咨询师的“送礼行为可能对咨询造成的影响程度”得分高于来访者[(5.3±2.2)vs.(4.2±2.0),P＜0.05].在决策确定程度上,组别与礼物来源(F=10.58,P＜0.01)及组别与礼物价值(F=4.92,P＜0.05)均存在交互作用.事后检验发现,对于高价值、自制的礼物,咨询师比来访者更倾向于拒绝该礼物;对于低价值、购买的礼物,咨询师和来访者的决策无差异.结论:咨询师在处理送礼问题时应更注重对自制礼物的影响进行说明,并注意来访者对咨询师接受高价值及购买礼物的预期与咨询师本身决策的差异.
作者：朱润；杨寅；钱铭怡 刊期： 2013年第11期
目的:分析我国归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾率及其分布特征,为制定残疾康复相关的政策和防治措施提供依据.方法:采用描述性流行病学方法对2006年第二次全国残疾人抽样调查数据进行分析,比较我国归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾率及其人群和地区分布特征和危害程度.结果:归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾率为17/10万(419/2 526 145),其中男性残疾率是女性的15.5倍,离婚者是在婚者的7.1倍,无工作者是有工作者的1.8倍,文盲是高中及以上受教育程度的3.7倍.归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾率居前5位的省份依次为广东(63/10万)、云南(52/10万)、浙江(37/10万)、四川(34/10万)和贵州(30/10万).归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾者中一、二、三、四级精神残疾构成比分别占5.0％、9.2％、11.5％和74.2％.单一残疾者共357人,在承担家庭责任、完成日常工作和家务劳动等生活活动方面有重度和极重度功能损害者占33.3％.结论:归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾率有人群和地区分布差异.归因于精神活性物质所致精神和行为障碍的残疾者各种功能中生活活动功能损害严重.
作者：马亚婷；黄悦勤；李恒；刘肇瑞 刊期： 2013年第11期
目的:引进利物浦医生沟通能力评价量表并构建具有良好信效度的中文修订版并在医生中检验其信效度.方法:在原量表的基础上进行翻译和回译,形成中文预测版,再运用Delphi专家讨论法,修改其中2个条目,构成符合中国医疗环境的12个条目的初步修订版.在上海市三家公立三级医院,选取 医生500人进行正式测试.总样本用于项目分析;在总样本中,对样本编号后,以编号的奇偶性为抽取原则,将样本对半分为A、B两组,再从B组样本中任意抽取13个样本分到A组(n =263)进行探索性因子分析,B组(n=237)进行验证性因素分析和内部一致性信度检验.间隔3周后,选取其中一家医院的医生75人进行重测.结果:条目筛选与分析显示,条目11的因子负载荷＜0.4且相关系数＜0.5,被删除.探索性因素分析显示,11个条目抽取2个特征值大于l的因子为沟通技巧(5个条目)和沟通礼仪(6个条目),可解释总变异的69.8％;验证性分析验证了量表的各项拟合指标良好(x2/df=1.31,NFI =0.93,GFI=0.94,CFI =0.91,RMSEA=0.063).总量表的内部一致性Cronbach α系数为0.86,两因子的Cronbach α系数为0.85和0.82;总量表的重测信度(r)为0.83,两因子的重测信度(r)为0.85和0.81.结论:利物浦医生沟通能力评价量表中文修订版具有良好的信度和效度,可作为国内医生沟通能力的有效测量工具.
作者：徐婷；董恩宏；刘威；粱颖；鲍勇 刊期： 2013年第11期
目的:了解脑血管病患者的认知功能与脑白质损害的关系.方法:选取精神心理科和神经内科门诊的脑血管病患者356例,采集相关病史,用简明精神状态量表(MMSE)和蒙特利尔认知评估量表(MoCA)评估认知功能.MMSE＜ 24界定为可疑痴呆,MoCA＜ 26界定为存在认知功能下降.参考FazekaS评分标准,将入组患者分成无白质损害组(Fazekas评分0分),轻度白质损害组(Fazekas评分1分),中重度白质损害组(Fazekas评分≥2分).结果:356例脑血管患者中,脑血管病类型为大面积脑卒中65例(18.3％),混合性脑血管病8例(2.2％,含可能的淀粉样脑血管病2例),无症状脑梗塞107例(30.1％),仅有脑白质损害者28例(7.8％).356例患者中,有中重度脑白质损害的81例(23.4％).356例患者中,353例MMSE成绩5～30分,平均(25.6±3.5)分,其中18.1％得分＜24,达到可疑痴呆状态;347例MoCA 5～28分,平均(19.4±3.9)分,其中94.5％得分＜26分.脑血管病患者的白质损害程度与MMSE、MoCA的总分及MoCA视空间执行功能、注意及定向分测验得分均呈负相关(r=-0.14、-0.15、-0.11、-0.16、-0.18,均P＜0.05).结论:脑血管病患者的认知功能处于较低水平,并可能与脑白质损害存在较密切的关系.
作者：张娜；贺建华；易进；粱玉兰；李丛佳；范冬宁；张静 刊期： 2013年第11期
目的:探讨流动儿童的抑郁症状随年龄变化的特点及相关因素.方法:选取北京市59所打工子弟学校10～14岁儿童6556名(10岁2132人,11岁1778人,12岁1278人,13岁744人,14岁624人).采用社会支持量表(SSQ)和儿童抑郁问卷(CDI)分别评估社会支持和抑郁状况.结果:男生CDI总分[(40.5±7.6)vs.(39.8±7.6)]和低效率[(6.8±1.8)vs.(6.5±1.7)]、人际关系维度[(5.4±1.5)vs.(4.9±1.2)]得分均高于女生(均P ＜0.05).低效率、低自尊维度上,各年龄间差异有统计学意义,较大年龄组得分高于较小年龄组;在人际关系、负性情绪、快感缺失维度和CDI总分上,10岁和11岁组的得分差异无统计学意义(P＞0.05),12、13和14岁组得分均高于10岁和11岁组(均P＜0.05).回归分析显示,父母关系质量与CDI总分及快感缺失、负性情绪、低效率、人际关系问题和低自尊五个维度得分均呈负相关(β=-0.17、-0.14、-0.14、-0.12、-0.08、-0.14,均P＜0.05);SSQ总分与CDI总分及各维度得分均呈负相关(β=-0.37、-0.31、-0.25、-0.26、-0.23、-0.33,均P＜0.05);流动时年龄与CDI总分及快感缺失、低效率、低自尊得分呈正相关(β=0.04、0.03、0.03、0.04,均P＜0.05).结论:流动儿童抑郁存在性别差异,男生得分高于女生;12岁以后,抑郁症状随着年龄增加而呈加重趋势;流动时年龄越大、父母关系越差、社会支持越低,流动儿童越容易发生抑郁.
作者：尹星；刘正奎 刊期： 2013年第11期
目的:探索精神科老年患者住院时间与成本的关系.方法:对某精神专科医院2009-2012年间精神科出院的835例老年患者(痴呆患者549例)的住院数据进行回顾性分析,从医院信息系统中提取患者基本人口学信息、躯体状况、精神科诊断与治疗情况、住院时间,住院期间医疗费用、看护费用以及日用消费费用等信息,分析与住院时间、住院成本相关的因素.结果:有痴呆诊断(标准化β=0.29,P＜0.01),合并脑卒中(标准化β=0.25,P＜0.01),合并糖尿病(标准化β=0.19,P＜0.01)的患者住院时间更长;住院时间较长(标准化β=0.84,P＜0.01),使用肠外营养液(标准化β=0.21,P＜0.01),使用抗生素(标准化β=0.11,P＜0.01)以及合并冠心病(标准化β=0.11,P＜0.01)的患者总医疗费用更高.结论:痴呆诊断与合并慢性躯体疾病的精神科老年患者可能住院时间更长、住院成本更高.
作者：杨华；章健民；倪建良；郭忠伟；吴月静；陈炜 刊期： 2013年第11期
目的:探讨2000-2012年中国社区60岁及以上人群老年期抑郁情绪检出率的时间、地区和人群分布特征.方法:通过系统检索CBM、CMCC、CNKI、VIP、万方、PubMed、MEDLINE、EMBASE、Cochrane图书馆等中英文数据库,在张玲等已发表2000-2010中国老年人抑郁检出率的meta分析基础上,纳入2011-2012年有关中国老年期抑郁流行病学的调查研究,提取meta分析原有结果和2011-2012纳入研究的原始数据,根据异质性检验结果,采用随机效应模型对数据进行合并分析.结果:研究补充纳入2011-2012年文献15篇.2000-2012年中国社区人群中,老年期抑郁情绪检出率的合并值为22.8％(95％CI:19.5％～26.2％),2000-2012老年期抑郁障碍患病率为17.2％ (95％CI:10.6％～23.8％).13年间,抑郁情绪检出率缓慢上升,中间略有波动.在纳入研究的18个省份中,我国西部地区高于中、东部地区,农村高于城市;女性高于男性;老年期抑郁情绪检出率不随年龄增长而升高、文盲高于受教育者、独身高于在婚人群;不同量表结果有所不同.结论:在过去13年里,老年期抑郁情绪检出率较高.地处西部地区或农村地区老年期抑郁情绪检出率高,女性检出率可能高于男性.
作者：聂晓璐；王红英；孙凤；杨智荣；唐少文；陶庆梅；王华丽；吕晓珍；于欣 刊期： 2013年第11期
所谓监护(guardianship)是指对无民事行为能力或限制民事行为能力公民(如未成年人和部分精神病人)的人身、财产及其合法权益进行监督和保护的一种民事法律制度.因监护而发生的监护人与被监护人之间的关系为监护关系.在监护关系中,依法承担监护职责的人为监护人(guardian),反之,被监督和被保护的人为被监护人(person under guardianship).监护具有以下特征:①监护人必须是完全民事行为能力人;②被监护人必须是无民事行为能力或限制民事行为能力人;③监护人与被监护人之间具有亲属关系、朋友关系或某种隶属关系;④监护人与被监护人之间的关系不得擅自变更.
作者：孙东东 刊期： 2013年第11期
