目的:探讨大学生自我控制、人际适应性在自尊与手机成瘾倾向间的中介作用.方法:选取大一到大四学生522人(男215人,女307人),采用自尊量表(SES)、自我控制量表(SCS)、大学生人际适应性问卷(CSIAI)和手机成瘾倾向量表(MPATS)进行测量.结果:MPATS得分与SES、SCS、CSIAI得分呈负相关(r=-0.23～-0.45,均P＜0.01);SES、SCS、CSIAI得分两两之间均呈正相关(r=0.39～0.57,均P＜0.01).结构方程模型分析表明,SES得分通过SCS和CSIAI得分的链式中介作用预测MPATS得分,95％ CI为(-0.030,-0.003);SES得分通过SCS得分的单独中介效应预测CSIAI得分,95％ CI为(-0.305,-0.156);SES得分通过CSIAI得分的单独中介效应预测CSIAI得分,95％ CI为(-0.062,-0.013).结论:大学生自我控制和人际适应性在自尊与手机成瘾倾向的关系中起链式中介作用.
作者：张亚利；陆桂芝；宋相梅；黄慧杰；马雪玉；张艳慧；杨绪；蒋怀滨 刊期： 2018年第05期
目的:探讨在校大学生手机依赖倾向与人格特点、社会支持的关系.方法:选取浙江省3所高校大—至大四630名使用手机的大学生(男生301人,女生329人),通过手机依赖指数量表(MPAI)、大五人格量表(BFI)和社会支持评定量表(SSRS)测量被试的手机依赖程度、人格倾向和社会支持水平.结果:37.1％的大学生存在手机依赖倾向;女生手机依赖倾向的检出率高于男生(58.1％ vs.41.9％,P=0.023).回归分析结果显示,BFI的神经质得分正向预测MPAI总分及戒断性、失控性、逃避性、低效性得分(B=0.35、0.36、0.19、0.37、0.20,均P＜0.001),外倾性得分正向预测MPAI总分及戒断性、失控性、逃避性得分(B=0.13、0.11、0.10、0.19,均P＜0.05),宜人性得分负向预测失控性得分(B=-0.15,P＜0.01),责任感得分负向预测MPAI总分及失控性、低效性得分(B=-0.17、-0.15、-0.23,均P＜0.001).SSRS主观支持得分负向预测MPAI总分及戒断性、逃避性、低效性得分(B=-0.32、-0.25、-0.15、-0.09,均P＜0.05).结论:大学生人格特质与手机依赖倾向关系密切;社会支持中主观支持感受低会增加大学生手机依赖的倾向.
作者：孙玮玮；胡瑜 刊期： 2018年第05期
目的:调查当前我国人群心理健康现状,并对比30年前后心理症状分数差异,为促进我国人群心理健康提供科学依据.方法:在我国12个省市采用整群抽样的方法,抽取18岁以上人群12160名为研究对象,利用症状自评量表(SCL-90)测量其心理症状.结果:我国人群SCL-90各因子得分均值在1.23～1.66之间,未发现有明显峰值;强迫症状、人际关系、抑郁、焦虑、敌对、偏执和精神病性等因子得分在2015显著高于1986年;除偏执和精神病性因子以外(P＞0.05),其余各因子女性得分均高于男性得分(均P＜0.05);18～44岁组(青年组)因子得分高.结论:我国人群SCL-90常模更新后总体心理健康状态相对稳定,而女性心理健康问题日益突出,青年组心理健康问题为严重.
作者：刘媛媛；武圣君；李永奇；邵峰；苏景宽；刘旭峰 刊期： 2018年第05期
目的:探究不同拖延类型大学生的执行功能差异及不同执行子功能与拖延类型的关系.方法:选取广州某高校本科生1751人,采用一般拖延量表(GPS)和主动拖延量表(NAPS)调查拖延类型[GPS均分＞3分且NAPS均分＞4分为主动拖延者;GPS均分＞3分且NAPS均分≤4分为被动拖延者;GPS均分≤3分为非拖延者].在3类大学生中招募有效被试118人(主动拖延组26人,被动拖延组30人,非拖延组62人),采用执行功能行为评定量表成人版(BRIEF-A)测量其执行功能.结果:主动拖延组和被动拖延组的BRIEF-A总分及任务启动、工作记忆、计划/组织、材料组织因子得分均高于非拖延组,被动拖延组的转换因子得分高于非拖延组(均P ＜0.05).多重线性回归分析显示,任务启动、工作记忆、计划/组织、材料组织与主、被动拖延均正向关联(β =0.23 ～0.44),转换仅与被动拖延正向关联(β=0.28).结论:本研究提示,主、被动拖延大学生均存在执行功能缺陷,转换功能缺陷可能是主动拖延者和被动拖延者的关键差异.
作者：王旭祥；戴美霞；王增建；静进 刊期： 2018年第05期
目的:探讨高中生心理虐待与孤独感的关系,并考察自我隐瞒的中介作用.方法:选取黑龙江省5所高中672例高中生[男302例,女370例;平均年龄(17±1)岁],采用儿童心理虐待量表(CPAS)、自我隐瞒量表(SCS)和中学生孤独感量表(CLS)分别测量心理虐待、自我隐瞒及孤独感水平.结果:男生在恐吓、忽视、纵容维度得分高于女生[1.4(0.0,5.0) vs.1.3 (0.0,4.0),P＜0.01;1.1 (0.0,4.3) vs.1.0 (0.0,3.3),P＜0.01;1.0 (0.0,5.0) vs.0.5(0.0,5.0),P＜0.01];心理虐待既能直接预测孤独感(β=0.28,P＜0.05),又能通过自我隐瞒间接预测孤独感(β=0.13,P＜0.05),中介效应占总效应的比例为31.9％.结论:自我隐瞒在心理虐待和孤独感之间起到部分中介作用.
作者：程浩；刘爱书；吴晗菲 刊期： 2018年第05期
目的:考察社会性发展延缓大学生对面部表情图片识别的特点.方法:在福州市3所高校中筛选出72名大学生,社会性发展延缓组和正常组各36人.在中国面孔表情图片系统(CAFPS)中选取54张标准化的图片为实验材料,两组分别完成面部表情识别任务.结果:延缓组对正性、负性面部表情识别正确率均低于正常组(均P＜0.05);延缓组识别正性面部表情的正确率高于负性面部表情(P＜0.05),而正常组识别正、负性面孔表情图片的正确率差异无统计学意义(P＞0.05).延缓组对高兴、惊奇、悲伤、愤怒、恐惧表情识别的正确率均低正常组(均P＜0.05),而在兴奋表情上的正确率差异无统计学意义(P＞0.05).结论:社会性发展延缓大学生对面部表情图片的识别能力差于社会性发展正常大学生.
作者：刘建榕；向松柏；林宛儒；王巧芸；吴雨薇 刊期： 2018年第05期
目的:评估伴与不伴糖尿病的精神分裂症患者的认知功能,探讨两者之间认知功能的性别差异.方法:选取符合美国精神障碍诊断与统计手册第4版(DSM-Ⅳ)的精神分裂症患者363例,其中伴糖尿病的精神分裂症患者161例(男97例,女64例)和不伴糖尿病的精神分裂症患者202例(男125例,女77例).用重复性成套心理状态测验(RBANS)评估认知功能,测空腹血糖、糖化血红蛋白和血脂.结果:男性精神分裂症患者中,伴糖尿病的患者比不伴糖尿病的患者RBANS总分低[(67±14) vs.(74±15),P＜0.01],特别是注意功能得分[(71±19) vs (84±15),P＜0.001].伴糖尿病的精神分裂症患者中,与女性相比,男性认知功能总分和分量表分较低(均P ＜0.01),糖化血红蛋白较高[(6.8±1.2)％vs.(6.2±1.3)％,P＜0.05)],高密度脂蛋白胆固醇较低[(1.2±0.4) mmol/Lvs.(1.4±0.3)mmol/L,P＜0.01],发病年龄较早[(24.7±5.1)vs.(27.4±8.6),P＜0.01].男性患者糖化血红蛋白与注意功能和RBANS总分负相关(r=-0.34,P＜0.05)和(r=-0.33,P＜0.05),而女性患者没有这种相关性.在不伴糖尿病的精神分裂症患者中,男性患者只有即刻记忆和延时记忆比女性低(66±18) vs.(73±21),P＜0.05;(72±19) vs.(81±19),P＜0.01].结论:男性精神分裂症认知功能比女性受损严重,合并的糖尿病可能加重认知功能的性别差异.
作者：张保华；韩笑乐；王志仁；陈大春；杨甫德；卞清涛；江述荣；陈景旭；谭云龙 刊期： 2018年第05期
目的:考察自我反思与洞察力量表中文版(SRIS)在精神障碍患者群体中的效度及信度,为测量精神障碍患者对自我的认知提供一个有效的工具.方法:选取精神分裂症患者140例,抑郁症患者92例,健康对照131例;以多伦多述情障碍量表(TAS-20)为效标检验效标效度.间隔2周后,随机选取其中20例患者进行重测以检验重测信度.结果:探索性因子分析中设定2个维度,解释总变异量的48.87％,各条目载荷在0.34～0.81之间;SRIS的自我反思得分与TAS-20外向型思维得分呈负相关(ICC=-0.31,P＜0.01);SRIS的洞察力得分与TAS-20识别情绪困难、表达情绪困难、外向型思维维度得分均呈负相关(ICC=-0.66、-0.23、-0.21,P＜0.01或P＜0.05).SRIS总量表的内部一致性Cronbach α系数为0.83,两维度的α系数为0.86和0.65;总量表的重测信度为0.80,两维度的重测信度为0.81和0.61.结论:自我反思与洞察力量表中文版(SRIS)在精神障碍群体中的效度和信度均较符合心理测量学要求,可作为评估元认知,如自我反思和洞察力的工具.
作者：刘健；刘露；陈秀红；张冄冄；杨翠茹 刊期： 2018年第05期
目的:构建我国痴呆心理社会干预质量的评估指标(简称“质量指标”).方法:共30名痴呆诊治、护理和管理等领域的专家及9名经验丰富的痴呆照护者参与两轮德尔菲法专家咨询,基于欧洲痴呆心理社会干预质量指标以及国内实践经验设计的国内质量指标初稿(18项条目).每一轮咨询过程中,专家和照护者对指标的重要性等级、判断依据、熟悉程度做出评价,并提出增删意见.计算各质量指标的重要性等级评分算数均数与变异系数及专家协调系数,并对专家积极性和权威程度加以评估.结果:专家咨询问卷回收率97.5％.首轮专家咨询对质量指标草案进行补充和细化,形成质量指标修改稿;第二轮专家咨询确定质量指标共5类20项条目,包括患者与照护者的评估(4项,重要性等级8.5 ～9.7,变异系数9％ ～ 19％)、讨论与沟通诊断(1项,重要性等级9.6,变异系数10％)、常规情况及有精神行为问题时心理社会干预方案的制定和执行(10项,重要性等级8.0 ～9.5,变异系数11％ ～ 22％)、主要照护者干预(2项,重要性等级分别为9.7和9.3,变异系数分别为8％和13％)及多学科团队管理(3项,重要性等级8.5 ～9.4,变异系数11％ ～22％).两轮咨询专家协调系数分别为0.21和0.17(均P＜0.05),专家权威系数平均为0.70.结论:本研究构建了我国痴呆心理社会干预质量的评估指标,该指标具有较好的重要性等级评价,取得专家共识.
作者：江述荣；李涛；张海峰；于欣；王华丽 刊期： 2018年第05期
本研究在简化认知行为治疗手册的框架下构建个案概念化,对1例抑郁障碍患者进行治疗.采用自编简化认知行为治疗(SCBT)手册,对其进行5个阶段共12次治疗;采用17项汉密顿抑郁量表(HAMD-17)、患者健康问卷抑郁症状群量表(PHQ-9)、汉密顿焦虑量表(HAMA)评估症状,采用治疗师治疗评价表、患者每次治疗评价表评价治疗效果.结果显示,患者情绪状况及负性自动思维都有明显改善,治疗师和患者均对治疗评价较好.本研究提示,用简化认知行为治疗手册的框架,能够有效地指导抑郁障碍心理治疗的临床实践.
作者：师彬彬；李春波 刊期： 2018年第05期
目的:探讨领导者在非结构式团体心理咨询过程中的干预策略.方法:分析材料为两个非结构式团体共11次团体活动过程的逐字稿和录像.将领导者的干预意图和技术对应组合后形成领导者干预策略,并进行分类编码.结果:编码分析发现6类干预策略,分为3个层次.“协助成员澄清个人问题”和“催化团体过程发展”策略在活动前中期呈递增趋势,“建立团体文化和互动规范”策略在中间两次活动使用较多,“促进个人开放与改变”和“促进人际连结”策略在前3次活动使用较多,“人际技巧训练”策略在第1次和后2次活动使用较多.结论:团体心理咨询不同阶段所侧重使用的干预策略有所不同,功能也有所不同.
作者：刘好贤；桑志芹；吴垠 刊期： 2018年第05期
目的:探讨督导师为新手咨询师督导的重要工作内容以及处理对策.方法:选取8名督导师为11名新手咨询师督导的25个片段,对转录文本进行分析.结果:督导师为新手咨询师督导的重要工作内容及处理对策包括6个方面,分别为缓解焦虑,提升专业技能;稳定设置,规范咨询框架;保持价值中立,规划咨询方向;鉴别精神症状,恰当处理转介;发现个人议题,提升觉察能力;培养伦理敏感,发展专业认同.结论:本研究提示,新手咨询师督导有重要的工作内容,督导师有相应的处理对策.
作者：安芹；贾晓明 刊期： 2018年第05期
《“健康中国2030”规划纲要》于2016年8月审议通过,中共中央政治局明确提出加强医疗服务人文关怀,构建和谐医患关系.Sewell和董照伦等提出“医患关系恶化的根源在于医患间信任的缺失”[1-2],而良好的医患信任是构建和谐医患关系的基础[3],是获得佳医疗效果的重要保障[4].Parsons[5]认为患者信任医生的程度依赖于患者对医生的敬畏程度,Lord等[6]开展英国不同种族的癌症患者对执业医生的信任研究得出,患者信任医生程度存在种族差异.Thom[7]推测,医生信任患者水平可能与性别、年龄、种族、文化等因素有关系,并关系患者健康.本研究探析医生对患者的信任现状及其相关因素.
作者：孙江洁；何成森；张利萍 刊期： 2018年第05期
目的:汉化并检验中文版重症监护室患者睡眠质量量表(Richards-Campbell Sleep Questionnaire,RCSQ)的效度和信度.方法:通过翻译、回译形成中文版RCSQ,选取福州市2家省级三级甲等医院的4间重症监护病房的352例患者进行问卷调查,回收有效问卷338份.通过条目分析确定项目条数,探索性因子分析检验量表结构效度,利用专家咨询法对量表进行内容效度的评定.采用Cronbachα系数和相关分析检验量表内部一致性信度.2周后,从总样本中选取20名患者进行重测.结果:应用项目分析终确定中文版RCSQ共有5个条目,5个条目进行探索性因子分析终确定得到1个公因子,累计方差贡献率为84.5％.各条目的内容效度指数(I-CVI)为0.83 ～1.00,全部条目的平均内容效度(S-CVI/Ave)为0.93.量表的Cronbach α为0.95.各条目间以及与总分的相关系数分别为0.75～0.85,0.91～0.93(均P＜ 0.01).重测信度为0.77.结论:中文版RCSQ具有良好的效度和信度,适合中国文化背景下ICU患者对监护期间其主观睡眠质量的评估.
作者：黄丽；陈巧玲；罗利；王烁；侯婉玲；胡蓉芳 刊期： 2018年第05期
目的:采用低频振幅(ALFF)指标评估精神分裂症伴迟发性运动障碍(TD)患者静息态脑功能活动及其与TD临床症状之间的关系.方法:对32例精神分裂症伴TD的患者(TD组),31例精神分裂症不伴TD的患者(非TD组)和32名正常对照(正常对照组)进行静息态脑功能磁共振扫描.分别使用阳性症状与阴性症状量表(PANSS)、异常不自主运动量表(AIMS)及重复性成套神经心理状态测验(RBANS)评估精神症状、异常不自主运动严重程度及认知功能.使用单样本t检验和单因素方差分析及事后比较t检验进行ALFF组内统计和组间比较.运用Pearson相关分析研究感兴趣区ALFF信号值与TD临床特征的关系.结果:TD组PANSS阴性症状得分高于非TD组[(22±5) vs.(17±6),P＜0.01],视觉广度认知得分低于非TD组[(72±14) vs.(82±15),P＜0.01].TD组在右侧枕上回和楔叶的ALFF信号值低于非TD组(P＜0.01,AlphaSim校正).相关分析显示TD组样本在右侧枕上回和楔叶的ALFF值与AIMS总分之间呈弱负相关(r=-0.38),视觉广度认知得分与AIMS总分之间也呈弱负相关(r=-0.44),均有统计学意义(P＜0.05).结论:本研究提示精神分裂症伴TD患者在静息状态下存在脑自发性神经活动异常,以枕上回和楔叶较为显著,并可能与TD的临床症状相关.
作者：张苹；李艳丽；范丰梅；代文瑾；于婷；张蒙；王志仁；周东丰；杨甫德；谭云龙 刊期： 2018年第05期
笔者曾于2013年8月针对《精神卫生法》实施后社会上出现的错误认识和一些诸如精神障碍者监护人不尽监护职责等问题撰写了《论精神障碍患者的监护及其相关问题》一文[1],较为系统地论述了我国民法意义上的监护制度以及有关精神障碍患者监护人不尽监护职责所需承担的民事、刑事法律责任等问题.2017年3月15日第十二届全国人民代表大会第五次会议表决通过了《中华人民共和国民法总则》(以下简称《民法总则》)[2],已于2017年10月1日开始实施,原《民法通则》同时废止.《民法总则》就无民事行为能力人和限制民事行为能力人的范围、监护等事项的规定较《民法通则》有了一些变化,以下文字笔者将就《民法总则》有关法律规定的理解与适用予以论述.
作者：孙东东 刊期： 2018年第05期
