述情障碍（精选6篇）
述情障碍 篇1
随着网络技术的迅猛发展, 互联网在方便我们工作生活的同时, 所引发的一系列心理、社会等负面效应也随之凸现, 主要表现为使用者难以控制自己对网络的依赖, 这种现象被称为网络成瘾 ( Internet addiction, IA) [1]。在1997年多伦多和1998年的美国心理协会 ( APA) 年会上, 正式肯定 了网络成 瘾的学术价值[2]。
述情障碍 ( alexithymia) , 又称“情感表达不能”或“情感难言症”, 最先由Sifneos阐述命名, 以不能适当表达情绪、缺乏幻 想和实用 主义的思 维方式为 特征[3]。述情障碍并非一种独立的精神疾病, 既可作为一种特殊的人格特征, 也可作为某些躯体或精神疾病时常见的心理特点或其继发症状。本研究在描述高职学生网络成瘾行为流行特征的基础之上, 分析述情障碍与网络成瘾行为的关联性, 为干预高职学生网络成瘾行为提供循证依据[4]。
1 对象与方法
1. 1对象通过方便整群抽样选择安徽省3所高职学校, 在知情同意自愿的情况下, 抽取调查对象共计4 261名, 于2013年6月进行问卷调查。共收回有效问卷4 147份, 有效率为97. 32% , 其中男生1 289名 ( 31. 1% ) , 女生2 858名 ( 68. 9% ) ; 平均年龄 为 ( 19. 98±1. 39) 岁。调查中严格执行知情同意原则, 充分保护被调查者隐私, 调查信息有严格的保密措施。
1. 2方法
1. 2. 1一般情况主要包括研究对象的大学类型、性别、年级、年龄、体质量指数 ( BMI) 、自评体型、家庭居住地、是否独生子女、自评家庭经济状况、父母文化程度、与父母的关系、父母期望值、对自己的要求、性格、自评学习成绩和学习负担等。
1. 2. 2网络成瘾量表[5]采用Young编制的网络成瘾测试问卷 ( Internet addiction test, IAT) 。该量表共有20个条目, 每个条目采用5分计分, 1 ~ 5分分别表示“几乎没有”“偶尔”“有时”“经常”和“总是”。所有条目得分之和为总分, 总分为20 ~ 100分。根据判断标准, 20 ~ 49分为正常, ≥50分为网络成瘾。该问卷Cronbachα系数为0. 85, 重测信度为0. 82, 效标关联效度为0. 70[5], 达到测量要求。
1. 2. 3多伦多述情障碍量表[6]多伦多述情障碍量表 ( Toronto alexithymia scale, TAS - 20) 共有20个项目, 分为缺乏识别感情能力 ( 项目1, 3, 6, 7, 9, 13, 14) 、缺乏描绘情感能力 ( 项目2, 4, 11, 12, 17) 和外向性思维 ( 项目5, 8, 10, 15, 16, 18, 19, 20) 3个维度。量表按1 ~ 5级评分, 其中项目4, 5, 10, 18和19为反向计分题, 得分越高, 述情障碍症状越严重。本研究中述情障碍分类按照总得分P90进行划分, ≥64分被判断为有述情障碍。该量表Cronbachα系数为0. 82, 重测信度为0. 87, 总分与各因子的相关系数在0. 72 ~ 0. 82之间, 具有良好的心理学测量特征[7]。
1. 3统计分析资料采用Epi Data 3. 02软件录入, 对数据进行纠错和补漏后, 应用SPSS 10. 0软件进行统计学分析。计量资料采用均数±标准差描述, 两组间比较采用t检验; 计数资料采用百分率描述, 组间比较采用χ2检验; 运用非条件Logistic回归模型分析网络成瘾的影响因素, 检验水准为α = 0. 05。
2 结果
2. 1高职学生IA检出情况高职学生IA总检出率为8. 3% , 男生 ( 13. 0% ) 高于女生 ( 6. 2% ) , 差异有统计学意义 ( χ2= 53. 80, P < 0. 01) 。不同年级、年龄组、性格、自评体型、自评家庭经济状况、父母文化程度、父母管教方式高职学生之间的IA检出率差异均无统计学意义 ( P值均 > 0. 05) ; IA检出率在不同大学类型、家庭居住地、BMI分组、是否独生子女、与父母关系、父母期望值、学生对自己的要求、自评学习负担、自评学习成绩高职学生之间的差异均有统计学意义 ( P值均 < 0. 05) 。见表1。
2. 2高职学生IA与述情障碍的关联性网络成瘾组高职学生的述情障碍总分 ( 58. 88±8. 34) 和缺乏识别感情能力得分 ( 20. 75±5. 28) 均高于非网络成瘾组 ( 53. 35±8. 59) ( 68. 04±5. 05) , 差异有统计学意义 ( t值分别为 - 11. 76, - 9. 17, P值均 < 0. 01) ; 网络成瘾组高职学生的述情障碍缺乏描述情感能力、外向性思维得分 ( 15. 05±2. 82) ( 23. 08±2. 86) 均高于非网络成瘾组 ( 13. 67±2. 85) ( 21. 65±3. 13) , 差异均无统计学意义 ( t值分别为 - 8. 72, - 8. 20, P值均 > 0. 05) 。
注: ( ) 内数字为检出率 /% 。
以是否网络成瘾行为 ( 1 = 是, 0 = 否) 作为因变量, 单因素分析有统计学意义因素作为自变量, 采用非条件Logistic回归模型分析高职学生网络成瘾行为的影响因素。结果显示, 进入方程的变量有性别、家庭居住地、对自己的要求、自评学习成绩、自评学习负担和述情障碍。在控制上述相关自变量后, 有述情障碍症状的高职学生发生网络成瘾的风险更高 ( OR = 3. 85, 95% CI = 2. 93 ~5. 07) , 差异有统计学意义。见表2。
3 讨论
高职学生网络成瘾总检出率为8. 3% , 男生明显高于女生, 与相关研究结果一致[8,9]。按大学类型、年级等特征分层后, 男生IA检出率仍高于女生, 证实由于生理、心理和社会方面的差异以及被期望的社会角色的不同, 男生更容易出现网络成瘾。Kim等[10]认为, 男女间IA检出率的不同可能与不同的网络内容活动相关。
注: 性别以女为参照, 家庭居住地以农村为参照, 对自己的要求以很低或低为参照, 学习成绩以差或较差为参照, 学习负担以较轻或很轻为参照, 述情障碍以无为参照。
研究发现, 不同类型学校高职学生IA的检出率有所不同, 其中医药类大学检出率最低 ( 5. 4% ) , 可能由于医药类学校学生和其他类学校相比, 课程设置和学习任务相对较重[11]。超重或肥胖高职学生的网络成瘾检出率较高 ( 12. 5% ) , 有研究表明, 超重和肥胖会对高职学生的心理健康、社会功能等方面带来严重伤害, 使负性情绪增加, 造成如抑郁、自卑的心理倾向以及社交和人际关系方面的障碍[12,13]。因此, 超重和肥胖的高职学生相对来说更容易通过上网来寻求缓解。来自城市的高职学生IA检出率 ( 11. 4% ) 高于来自农村的高职学生 ( 7. 2% ) , 可能是由于城乡经济的差别, 城市学生更容易且更早接触互联网。有研究表明, 某些家庭因素与IA的发生具有相关, 可能是IA的危险或保护因素。如父母对子女关注少子女更容易出现IA[14]。在本研究中, 父母期望值低、与父母关系差或较差、自评学习成绩差和自评学习负担重者IA检出率较高。
在本次研究中, IA者述情障碍总分及缺乏识别感情能力分均高于非IA者。非条件Logistic回归分析显示, 述情障碍与高职学生网络成瘾行为呈统计学关联, 有述情障碍症状的高职学生发生网络成瘾的风险更高, 提示网络成瘾者中述情障碍缺陷比较普遍。
述情障碍者的基本特征为情感识别缺乏、描述情感不能和局限的幻想生活, 反映了个体对情感认知过程和调节的缺陷[15,16]。由于难以识别自身感受和表达情感能力的缺陷, 述情障碍者在描述不适时更多谈论的是躯体不适而不涉及自身的情绪欲求, 造成在与人交流时不能用恰当的语言表达内心的感受, 妨碍了人际交流和人际关系的发展。网络的虚拟性和便捷性为述情障碍者提供了便利条件, 使在现实中压抑而备受冲突煎熬的情感得以满足。网络成瘾者往往具备某些特殊的人格倾向[17], 随着时间的延长会不同程度影响人们的情感表达, 使情感表达能力、区分情感能力降低。因此, 网络成瘾行为和述情障碍两者之间呈现相互关联、相互影响、相互促进的密切关系。
述情障碍与家庭、社会支持和良好的个性等诸多因素关系密切。李孟孟等[18]认为, 拥有开朗外向性格、父母正确的教养方式、父母的情感温暖和理解支持及持有正确学习观念的学生述情障碍较少, 更善于表述自己, 更容易适应新的环境和生活。Taylor等[19]的跨文化研究认为, 述情障碍可能是超越文化背景的普遍特质。林海程等[20]、王玉杰[21]的研究认为, 述情障碍与社会认可的良好个性特征的多个方面均存在负相关, 是影响高职学生心理健康水平的重要因素。因此, 笔者认为, 网络成瘾的高职学生述情障碍比较普遍, 有述情障碍的高职学生应作为网络成瘾发生及干预的重点人群, 应给予高度重视和关注; 为有效预防网络成瘾倾向及行为, 应加强对高职学生述情障碍机理、现状及影响因素的研究。对述情障碍采取有效及针对性的干预不但有利于高职学生的身心健康, 而且对网络成瘾的防治能起到积极的效果。
述情障碍 篇2
1 对象与方法
1.1 对象
采用方便取样,从宁夏大学大一至大四4个年级中选取被试学生440名,回收有效问卷426份,有效回收率为96.8%。其中男生199名,女生227名;大一、大二、大三、大四年级学生分别为126,105,93和102名。
1.2 工具
1.2.1 多伦多述情障碍量表(TAS-20)
采用Taylor等[10]1994年公布的版本,由多伦多大学Bagby等编制并由多伦多大学的双语言家翻译成中文。该量表共20个条目,分为情感识别障碍、情感描述障碍、外向性思维3个因子。采用5点计分,其中第4,5,10,18,19题采用反向计分。3个因子的总分即TAS总分越高,表明述情障碍越严重。总分≥61分达到述情障碍的临床标准,52~60分为有述情障碍倾向,≤51分为非述情障碍[11],总量表的Cronbachα系数为0.83。
1.2.2 主观幸福感量表(SWB)
采用由Diener等[5]编制的主观幸福感量表,共19个条目,分为生活满意度、积极情感和消极情感3个因子,分别包括5,6,8个条目。采用7点计分法,消极情感因子采用反向计分。得分越高表明个体积极情感越高,消极情感越少,对生活满意度越高。3个因子的总分即SWB总分越高,表明主观幸福感越强。总量表的Cronbachα系数为0.79。
1.3 统计方法
采用SPSS 17.0软件,运用t检验、积差相关及多元回归进行数据分析处理。
2 结果
2.1 不同人口统计学特征大学生述情障碍与主观幸福感得分
由表1可见,男生生活满意度得分高于女生,女生述情障碍总分及情感识别障碍得分高于男生,差异均有统计学意义(P值均<0.01)。文科生主观幸福感总分和积极情感得分低于理科生;述情障碍总分、情感识别障碍和情感描述障碍得分高于理科生,差异均有统计学意义(P值均<0.05)。
独生子女主观幸福感总分、生活满意度和积极情感得分高于非独生子女;述情障碍总分、情感识别障碍和情感描述障碍得分低于非独生子女,差异均有统计学意义(P值均<0.05)。不同年级大学生主观幸福感总分及生活满意度、积极情感、消极情感和情感描述障碍得分差异均有统计学意义(P值均<0.05)。事后检验发现,大三学生的主观幸福感、生活满意度和积极情感高于其他年级学生,差异均有统计学意义;大一新生情感识别障碍和情感描述障碍得分高于其他年级学生,差异均有统计学意义(P值均<0.05)。
2.2 大学生述情障碍与主观幸福感的相关性
由表2可见,大学生述情障碍总分与主观幸福感总分呈负相关。为进一步考察大学生述情障碍对主观幸福感的预测程度,以主观幸福感为因变量,述情障碍各因子为自变量,采用逐步多重回归进行分析,结果显示方程拟合显著,说明自变量对因变量具有一定的预测作用。见表3。
注:*P<0.05,**P<0.01。
注:**P<0.01。
3 讨论
研究结果显示,男生生活满意度显著高于女生,与李靖等[12]对北京市大学生的调查结果一致。可能是因为女生对来自社会、生理和心理的压力承受能力不如男生。段建华[13]的研究显示,男生的负性情绪显著少于女生。笔者研究发现,女生述情障碍总分和情感识别障碍因子得分显著高于男生,可能是随着年龄的增长,女生逐渐开始体会到成熟的标准之一是“稳重”,进而逐渐减少情感的表露与表达;而男生逐渐意识到自己的责任和人际关系的重要性,往往比女生更愿意组织和参加体育活动或其他娱乐活动,从而增加情感交流和人际沟通。
文科生的主观幸福感和积极情感显著低于理科生,与张积家等[14]的研究结果一致。文科生的就业形势多数没有理科生乐观,压力相对较大,这可能是导致文科生积极情感显著低于理科生的原因之一。同时,文科生在述情障碍总分、情感识别障碍和情感描述障碍得分上高于理科生。这可能是由于专业差异导致的生活方式不同而产生了压力应对水平的不同,文科生的学习内容或生活方式较理科学生更贴近现实生活,感性程度更高,在应激的情境中常常采取压抑、退避等消极的应对方式,导致压力管理能力降低。
独生子女学生的主观幸福感、生活满意度和积极情感显著高于非独生子女学生,与陈静等[15]的研究一致,可能是由于独生子女在性格特征、境况和强度方面优于非独生子女,如自我评价、信心等,为独生子女获得幸福感提供了有利条件。非独生子女在述情障碍总分、情感识别障碍和情感描述障碍得分上显著高于独生子女,与段惠峰等[16]的研究结果基本一致。因为独生子女从小生长环境相对宽松,父母的关注较多,经济条件也相对较好,这些都会促进良性家庭关系的发展,使孩子更愿意和更有能力体察并表达自己的内心感受;相反,非独生子女通常面对较多的竞争,包括对各种资源,尤其是父母注意力的竞争,容易使孩子建立一些不恰当的防御机制,如压抑负性情感,久而久之,渐渐形成对内在情感认识的回避。
研究还发现,大三学生主观幸福感、生活满意度和积极情感高于其他年级的学生,大一新生的情感识别障碍和情感描述障碍高于其他年级的学生。分析原因,可能是因为相较于大一、大二的学生,大三学生课程安排最为宽松,自由支配的时间也相对较多,同时也没有大四学生面临的就业压力,他们有着更多的时间和精力去做自己喜欢的事情,所以主观幸福感水平较高。而大一新生刚刚从高中走进大学,对于一个陌生环境很不适应,容易受到感情因素的影响,情绪波动较大。高年级学生虽然学习压力比较大,但是随着年龄的增长不断成熟,能够更好地解决感情方面的问题。
相关分析结果显示,大学生述情障碍与主观幸福感呈负相关,大学生的述情障碍对主观幸福感具有显著的负向预测作用。表明大学生的述情障碍越明显,主观幸福感越低,提示增强情感识别和情感描述能力能够提升大学生的主观幸福感。
述情障碍 篇3
关键词：情绪障碍,学习障碍,行为,精神卫生,学生
学习困难(learningdisability,LD)是由生物、心理、社会等因素共同作用导致的具有高度异质性的临床综合征,主要表现为在获取与应用听、说、读、写、推理或数学能力上的困难[1,2]。学习困难已成为影响学龄儿童认知发展、人格发展以及心理健康发展的重要问题[3,4,5]。情绪和行为问题是导致儿童学习困难的因素之一,24%～52%的学习困难儿童存在不良情绪和行为问题[6]。本研究从心理学的角度出发,探讨学习困难儿童的述情障碍和行为特征,为改善和矫治儿童学习困难提供依据。
1 对象与方法
1.1 对象
1.1.1 抽样方法
整群抽取安宁市某小学三～六年级儿童共1 786名,其中男生902名,女生884名。采用学习障碍筛查量表和多重成就测验成绩,筛出学习困难儿童158名作为研究组。按随机配对原则,选择同年龄、同性别、同班级的非学习困难儿童158名作为对照组。
1.1.2 研究组入组标准
(1)符合国际疾病分类第10版(In-ternationalClassificationofDisease,ICD-10)[7]中学习困难的诊断标准;(2)学习障碍筛查表(PRS)总分<60分;(3)多重成就测验成绩居班级的第10百分位以下;(4)韦氏智力测验的智商>70,排除智力低下引起的学业不良;(5)排除躯体、神经疾病和精神发育迟滞、广泛性发育障碍、特定性言语和语言发育障碍、注意缺陷与多动障碍等精神疾病;(6)儿童及家长均知情同意,自愿配合调查和提供相关资料。
1.1.3 对照组入组标准
(1)学习障碍筛查表(PRS)总分>65分;(2)多重成就测验成绩居于班级的第10百分位到第90百分位之间;(3)韦氏智力测验的智商>70分;(4)排除躯体、神经疾病和精神发育迟滞、广泛性发育障碍、特定性言语和语言发育障碍、注意缺陷与多动障碍等精神疾病;(5)儿童及家长均知情同意,自愿配合调查和提供相关资料。
1.2 研究方法
1.2.1 工具
1.2.1.1 学习障碍筛查量表(PupilRatingScaleRevised-creeningforLearningDisability,PRS)
由言语和非言语2个类型的5个功能区(A为听觉理解和记忆;B为语言;C为时间与方位判断;D为运动;E为社会行为)及其分属的24个项目构成,采用1～5分的5级评分法。量表总分<65分即为学习困难,其中言语型得分(A,B区)<20分为言语型学习困难,非言语型得分(C,D和E区)<20分为非言语型学习困难[8]。该量表除1个功能区的α信度系数为0.84外,其余4个功能区α信度系数均在0.90以上。言语型和非言语型部分α信度系数均在0.95以上;该量表用于筛检学习障碍儿童的灵敏度、特异度分别为70.2%和83.6%,ROC曲线下面积为0.821[9]。
1.2.1.2 多重成就测验(Multiple Achievement Tests,MATs)[10]
包括2个分量表,其中语文分量表包括注音注字、词汇、阅读、语法、文学常识5个分测验,数学分量表包括数概念、数运算、数应用、几何、数推理5个分测验。
1.2.1.3 中国修订韦氏儿童智力量表(ChineseWechslerIntel-ligenceScaleforChildren,C-WISC)[11]
共11个分测验,其中6个言语测验,5个操作测验。由分测验的粗分(原始分)换算成年龄量表分,然后换算成智商(IQ),量表分按年龄组计算。
1.2.1.4 少儿述情障碍问卷(AlexithymiaQuestionnaireforChildren,AQC)[12]
由Rieffe等根据TAS-20修订而成,有20个条目,分为情感辨别障碍(disorderofidentification feeling,DIF)、情感描述障碍(disorderofdescribedfeeling,DDF)、外向性思维(extraversionoutwardthinking,EOT)3个因子。为了提供更为简化、清晰的条目答案分类,问卷采用0～2分的3级评分替代了原量表的5级评分,总分在0～40分之间。中文版的Cronbach'sα系数为0.75,重测信度为0.84,总分与各因子的相关系数在0.68～0.82之间,各因子间的相关系数在0.23～0.52之间,条目对因子负荷系数在0.12～0.73之间[13]。
1.2.1.5 Conner's行为量表父母问卷(Conner'sChildrenBe-haviorScaleParent'sQuestionnaire)[14]
有48个条目,采用0～3分的4级评分法。归纳为品行问题、学习问题、心身障碍、冲动-多动、焦虑、多动指数6个因子,基本概括了儿童常见的行为问题,信度、效度已经过较广泛的检验,能满足一般需要。
1.2.2 量表评定
由学校教师分别对2组儿童进行多重成就测验并评定成绩;学习障碍筛查量表(PRS)由班主任在接受培训后,对照PRS手册按标准化方法进行测评;韦氏智力测验按照韦氏儿童智力量表中国修订本操作手册要求,由专业人员对研究组与对照组儿童逐个进行智力测验;少儿述情障碍问卷由专业人员朗读,逐条解释后由儿童按自身实际情况填写;Conner's父母症状问卷由儿童父母按儿童实际情况填写。所有问卷均严格按规定程序进行评分。
1.3 统计分析
所有数据采用SPSS 13.0进行分析。2组样本均数的比较采用u检验,以P<0.05为差异有统计学意义。
2 结果
2.1 研究组和对照组儿童述情障碍问卷评分比较
由表1可见,研究组儿童情感辨别障碍、情感描述障碍、外向性思维因子得分均高于对照组,差异有统计学意义(P值均<0.05)。
2.2 研究组和对照组Conner's儿童行为量表父母问卷评分比较
由表2可见,研究组儿童行为问题、学习问题、心身问题、冲动-多动、焦虑、多动指数因子得分均高于对照组,差异均有统计学意义(P值均<0.01)。
3 讨论
学习困难儿童存在较多的情绪问题[15,16],抑郁、焦虑和情绪障碍对学习成绩具有显著影响。述情障碍是一种独立于抑郁的人格特质[17],是抑郁的一种状态反应[18]。本研究发现,学习困难儿童述情障碍问卷评分中的情感辨别障碍、情感描述障碍、外向性思维得分高于对照组。提示学习困难儿童相对缺乏情感描述、情感辨别的能力,内在愿望和情绪及感受的表露比正常儿童差。学习困难儿童的学习技能障碍不但影响学业成绩,而且在学习、生活和社会交往中感受到更多的挫折和压力[19],又加重了述情障碍。
本研究还发现,学习困难儿童的行为问题、学习问题、心身问题、冲动-多动、焦虑、多动指数因子得分均高于对照组。学习困难儿童由于成绩较差而受到教师、家长的批评指责,同时还遭受到同学们的拒绝和歧视,在心理上易出现受挫-攻击转变,从而出现焦虑、孤独、撒谎、逃学等行为问题;品行问题、多动等行为问题又会影响学习态度和学习能力正常发挥,导致学习困难。
导致儿童学习困难的原因复杂,涉及生物学因素、心理认知因素和环境因素等,这些因素又相互影响,相互渗透。因此,学习困难的预防与矫治应该采取早期干预和综合治疗相结合的方法:分析儿童学习困难的原因,制定出针对性方案,并采取个体化训练,因人而异、有的放矢,确定相应的训练目标、内容和方法;采用认知和感觉统合训练的方法,进行针对性训练,使学习困难儿童克服和补偿认知方面的偏异,通过视听通道的激活和整合,使学习建立专门化的通道;对父母进行培训,改善儿童的亲子关系、心理健康状态和生活质量,使学习困难儿童恢复较好的心理和社会功能。
述情障碍 篇4
1资料与方法
1.1一般资料选取本院2011年2月~2015年2月收治的96例躯体形式障碍的述情障碍患者为研究对象,男39例,女57例,年龄27~76岁,平均年龄46.83岁。所有患者均无其他严重并发疾病。随机分为观察组和对照组,每组48例。
1.2方法
1.2.1对照组患者服用度洛西汀40 mg/d,根据病情药物剂量可增至60 mg/d,持续2~3周。
1.2.2观察组在对照组治疗基础上联合森田疗法。根据患者临床特点,每2天进行1次集体心理治疗,向患者讲解森田疗法的治疗过程和原理,使其积极配合治疗。各时期的作业内容有:卡拉OK、象棋、扑克、球类及读报、打扫卫生、健身操锻炼等活动。以森田疗法“顺其自然”、“以行动为准则”为治疗的指导思想,针对患者出现的问题,召开森田疗法探讨会1次/周。
1.3观察指标统计患者用药后的不良反应,包括患者口干、疲乏、恶心、失眠、头晕、多汗等。
1.4疗效评定标准采用HAMA评估疗效,采用MMPI和TAS进行测试。
1.5统计学方法采用SPSS19.0统计学软件进行统计分析。计量资料以均数±标准差(±s)表示,采用t检验;计数资料以率(%)表示,采用χ2检验。P<0.05表示差异具有统计学意义。
2结果
2.1两组治疗前后MMPI及HAMA评分情况两组患者治疗后与治疗前比较差异有统计学意义(P<0.05),且治疗后观察组优于对照组(P<0.05)。见表1。
2.2两组治疗前后TAS评分情况两组治疗前描述情感的能力、识别和区分情况与躯体、感受能力、缺乏幻想、外向性思维及TAS总分比较差异无统计学意义(P>0.05)。治疗前、后比较差异有统计学意义(P<0.05)。治疗后两组比较差异有统计学意义(P<0.05)。见表2。
2.3不良反应情况观察组治疗后口干4例、疲乏5例、恶心4例、失眠6例、头晕5例、多汗4例,不良反应发生率为58.3%,对照组口干9例、疲乏8例、恶心7例、失眠12例、头晕9例、多汗7例,不良反应发生率为75.0%;两组比较,差异有统计学意义(P<0.05)。
3讨论
躯体形式障碍患者的表现有内向、内省力强、多疑、敏感等。治疗此病的主要手段是阻断“精神交互作用”的循环,使患者“接受症状、顺其自然、为所当为”。森田疗法是以“顺其自然、接受症状、带着症状去生活”为治疗思想,在患者反复体验疗法后,可以获得良好的治疗效果,尽快回归到正常的社会生活[3]。
对康复期重性精神病患者除采用药物治疗外,给予一些心理行为治疗措施可影响患者的某些人格特征。森田疗法旨在改善患者的不良认知模式,逐步陶冶其性格,提高患者的心理素质,最终达到帮助矫正某些异常人格特质的作用[4]。这些人格特质的变化可能促进精神病患者彻底康复,提高治愈率,减少精神残疾,为精神病患者提供一项有价值的辅助治疗方法。
本研究中,观察组采用度洛西汀联合森田疗法对躯体形式障碍进行治疗,并采用HAMA、MMPI和TAS对患者的述情障碍和人格特征的干预效果进行统计。结果表明,度洛西汀联合森田疗法对身体形式障碍的述情障碍的人格特征具有良好的干预效果及较少的不良反应。本研究为度洛西汀联合森田疗法治疗躯体形式障碍的推广提供临床依据,为躯体形式障碍的患者尽快康复提供更完善的治疗方法。
摘要：目的 探讨度洛西汀联合森田疗法对躯体形式障碍的述情障碍和人格特征的干预效果。方法 96例躯体形式障碍的述情障碍患者,随机分为观察组和对照组,各48例。观察组采用度洛西汀联合森田疗法治疗,对照组采用度洛西汀药物治疗。治疗前、后分别采用汉密顿焦虑量表(HAMA)、明尼苏达多项人格测试表(MMPI)和多伦多述情障碍量表(TAS)进行测试,统计治疗后的不良反应。结果 两组患者治疗后与治疗前HAMA、MMPI、TAS评分比较,差异均有统计学意义(P<0.05)。观察组不良反应发生率少于对照组(P<0.05)。结论 度洛西汀联合森田疗法对躯体形式障碍的述情障碍和人格特征干预效果较好,且不良反应少。
关键词：躯体形式障碍,度洛西汀,森田疗法
参考文献
[1]孔永彪.度洛西汀临床应用现状.临床心身疾病杂志,2014(5):98-99,109.
[2]李庭贵,李超鹏,邓文诚.改良森田疗法与强迫人格的重塑.中国卫生标准管理,2014,5(5):48-49.
[3]李振涛.森田式心理疗法.中华行为医学与脑科学杂志,2014,23(9):851-852.
述情障碍 篇5
1 对象与方法
1.1 研究对象
选择2013年2月~2015年5月于海口市人民医院进行永久性结肠造口的患者157例为研究对象,纳入标准:影像学、病理学确诊为结肠癌;行结肠癌根治术并永久性造口术,术后≥3个月;预计生存时间≥1年;知情同意。排除标准:严重其他主要组织器官疾病或恶性肿瘤;远处转移;精神障碍病史。纳入男88例,女69例;年龄43~78岁,平均(59.34±10.23)岁;造口术后时间为3~12个月,平均(6.93±2.23)个月。
1.2 方法
收集患者人口学资料和临床资料,包括年龄、性别、造口术后时间、文化程度、婚姻状况、费用支付情况。采用多伦多述情障碍量表(TAS-20)调查患者述情障碍情况,分为识别情感障碍、描述情感障碍、外向型思维3个因子,共20个条目,采用Likert 5级计分法,每个条目1~5分,得分越高表明述情障碍越严重[5]。采用残障接受度量表(中文版)调查患者残障接受度,包括扩大、服从、控制、转变4个维度,共50个条目,采用Likert 6级计分法,每个条目1~6分,得分越高表明残障接受度越好[6]。由专人发放调查问卷并说明问卷使用方法,当场填写回收,专人进行问卷质控,共发放170份问卷,回收168份,有效问卷157份,回收率为98.82%,有效率为93.45%。
1.3 统计学方法
采用SPSS 22.0统计学软件进行数据分析,计量资料数据用均数±标准差(±s)表示,两组间比较采用t检验,多组间比较采用单因素方差分析;相关性采用Pearson相关分析;多因素分析采用多元线性回归分析;以P<0.05为差异有统计学意义。
2 结果
2.1 患者一般资料与述情障碍、残障接受度的关系
单因素分析显示,文化程度、婚姻状况、费用支付与述情障碍有关(P<0.05),文化程度越高、已婚、医保的患者述情障碍程度较轻;文化程度、婚姻状况、费用支付、造口术后时间与残障接受度有关(P<0.05),文化程度越高、已婚、医保、造口术后时间越长的患者残障接受度较好。见表1。
2.2 述情障碍与残障接受度的相关性分析
157例患者述情障碍的识别情感障碍为(26.34±4.93)分,描述情感障碍为(11.34±3.14)分,外向型思维为(22.93±5.34)分;残障接受度扩大维度为(60.23±8.34)分,服从维度为(14.02±4.23)分,控制维度为(52.93±5.93)分,转变维度为(53.02±6.93)分。Pearson相关分析结果显示,识别情感障碍、描述情感障碍、外向型思维及述情障碍总分与扩大、服从、控制、转变及残障接受度总分均呈负相关(P<0.05)。见表2。
2.3 永久性结肠造口患者残障接受度的多因素分析
多元线性回归分析结果显示,识别情感障碍、描述情感障碍、外向型思维及述情障碍总分与残障接受度有较强相关性,是重要影响因素(P<0.05)。见表3。
3 讨论
本研究结果显示,永久性结肠造口患者普遍存在述情障碍,残障接受程度普遍偏低,其中,文化程度越高、已婚、医保的患者述情障碍程度较轻,文化程度越高、已婚、医保、造口术后时间越长的患者残障接受度较好。分析原因为文化程度与患者自我价值认知、自我定位以及获取信息、接受信息的能力有关,文化程度偏低的患者更易受到外界因素影响,但文化程度较高的患者由于社会角色和功能相对更复杂,造口带来的影响对其也会产生另一方面的忧虑,如,更容易觉得携带造口袋有失面子和形象等。因此,即使文化程度高有利于患者自我情绪调节和接受造口带来的残障现实,总体患者仍普遍存在述情障碍和残障接受程度较低情况[7]。是否有配偶陪伴对永久性造口患者来说具有重要意义,配偶是生活和情感最亲密伴侣,在患者遭受身体和心理严重打击时,配偶的心理和行动支持是最大的鼓励,也是患者最直接的情感倾诉对象[8,9]。因此,已婚有配偶的患者述情障碍程度较轻,残障接受程度较好。提示对缺乏亲人陪伴的患者应给予更多的心理疏导和关怀,并对其照护者进行沟通和教育,提高照护水平并加强对患者心理状况的关注,给予更多的关心和理解;对有亲人陪伴的患者,也要重视家属心理疏导,减少由于家属不良情绪和行为对患者造成的压力[10]。医疗费用是各类患者常见的压力源,尤其对于自费患者更是严重的负担,由于永久性造口需要长期护理和耗材更换维护,医疗费用负担较重[11]。因此,自费患者心理状况较差。造口术后时间与述情障碍无关,但与残障接受程度有关,说明随着时间的推移,患者对自身残障现实处于逐步适应的过程。本研究所选患者为造口术后3~12个月,虽然在此范围时间越长接受程度越高,但并不能认为接受程度与时间呈简单的负相关性,自然改善程度有限,残障接受程度受到多方面因素影响,个体差异较大[12]。因此,仍应对各阶段造口患者进行健康教育和心理护理支持。
对述情障碍和残障接受程度进行相关性分析结果显示,识别情感障碍、描述情感障碍、外向型思维及述情障碍总分与扩大、服从、控制、转变及残障接受度总分均呈负相关(P<0.05)。识别情感障碍为无法识别情感,无法区分躯体唤醒感觉与内部感受,倾向于用躯体感觉代替心理情感,对自身和外界的情感发现、认知能力降低,感情麻木而易于扩大躯体不适感[13]。造口患者识别情感障碍而不能适应身体功能和外观的改变,也不能很好地接受外界帮助支持,处于一种自我孤立状态,无法接受残障现实[14]。描述情感障碍为患者情感交流能力下降,无法表达自身感受和感情,无法获得有效的情感宣泄[15]。造口患者描述情感障碍则难以与照护者进行情感交流,形成负面情绪积累,加剧对残障现状的抵触情绪。外向型思维为患者对外界细节的执着,无法正视和吐露自身内在真实想法和感情,无法从内在寻求原因和解答的一种消极认知行为[16]。造口患者存在明显的外向型思维,注意力和精力更多地倾注于造口和其带来的不适,更易放大造口对生活的不良影响而难以接受现状[17]。综合的述情障碍对残障接受程度扩大、服从、控制、转变等各维度均造成不同程度负面影响,从而影响整体的残障接受度。多元线性回归分析显示,述情障碍各维度和总分均为残障接受程度的重要影响因素,均产生负面影响。因此,改善述情障碍可作为提高造口患者残障接受程度的着力点之一。建议组织造口患者参加病友团体活动,包括健康课堂、座谈会等,在集体中获得归属感,从集体交流进行“共情”训练,逐渐卸下心理戒备,学会感受和吐露内心感受,在交流中获得情感宣泄;进行放松训练、自我认知训练,逐渐卸下心理负担,并学会重新自我价值和社会角色定位;进行应对方式训练,加强患者获得帮助和利用帮助的能力,并积极面对困难,改善内在固有不良情绪,学会与家人、病友共同应对疾病[18,19,20]。
述情障碍 篇6
据中国互联网络信息中心提供的“第31次中国互联网络发展状况统计报告”数据显示, 当前中国网民人数达5.64亿, 其中学生群体所占比重最大[1]。诸多研究表明网络成瘾会对个体学业、工作、人际等方面造成严重影响[2], 国内外关于大学生网络成瘾的研究表明大学生群体中存在一定比例的网络成瘾者[3,4]。成人依恋是指个体与当前同伴的持续和长久的情感联系[5], 对大学生的人格健全发展和社会适应起着重要作用, 如果大学生的成人依恋表现出消极的特征, 则很有可能躲进网络世界中寻求安全感。从依恋的角度看, 网络成瘾大学生的成人依恋是消极的。有研究者指出, 大学生对网络的依赖可以看作是一种依恋需求的转移和补偿, 是正常依恋受阻或未能获得满足的变形[6]。
述情障碍作为一种稳定的人格特征是许多精神病理现象的潜在危险因素[7]。已有大量研究表明, 述情障碍在多种成瘾行为中出现[8,9]。因此, 本研究将述情障碍纳入研究范围, 从成人依恋和述情障碍的角度对网络成瘾现象进行研究, 并考察成人依恋与网络成瘾之间是否存在述情障碍的中介效应, 以期拓展大学生网络成瘾的病理心理机制研究, 并为大学生网络成瘾的预防和干预提供新的实证依据。
1 对象与方法
1.1对象采取方便取样, 于2012年10—11月在深圳某综合性大学综合课上进行问卷团体施测, 共回收问卷936份, 得到有效问卷803份, 问卷有效率为85.7%。其中男生346名 ( 43. 1%) , 女生457名 ( 56.9%) ; 大二学生537名 ( 66.9%) , 大三学生220名 ( 27.4%) , 大四学生46名 ( 5.7%) 。年龄在18~24岁, 平均 ( 20.08±1.05) 岁。大一新生刚入校, 极有可能因适应新环境而遭遇更多心理应激, 为避免测验结果有偏, 故本研究未纳入大一被试。
1.2工具
1.2.1中文网络成瘾量表 ( CIAS - R) 采用陈淑慧等[4]编制的中文网络成瘾量表, 共26个条目, 分为强迫性上网、网络成瘾戒断反应、网络成瘾耐受性、时间管理、人际与健康问题5个因素。采用里克特4点量表计分, 分数越高, 表明网络成瘾倾向越强, 分数超过67分即被诊断为网络成瘾[10]。量表的Cronbachα系数为0.93, 本研究中量表的Cronbachα系数为0.91。
1.2.2亲密关系体验量表 ( ECR) 采用李同归[11]修订的ECR中文版, 量表分为依恋焦虑和依恋回避2个维度, 共36个条目, 采用里克特7点计分, 分数越高, 表明成人依恋越消极。修订后依恋焦虑分量表、依恋回避分量表的Cronbachα系数为0.70和0.89, 本研究中2个分量表的Cronbachα系数为0.86和0.82。
1.2.3多伦多述情障碍量表 ( TAS-20) 采用袁勇贵等[12]修订的TAS-20中文版, 共20个条目, 分情感识别困难、情感描述困难和外向性思维3个因子, 采用5级评分。量表的Cronbachα系数在0.581~0.739, 本研究中各分量表Cronbachα系数在0.398 ~ 0.806之间, 其中外向性思维的内部一致性系数较低。
2 结果
2.1网络成瘾组大学生与非网络成瘾组在成人依恋与述情障碍上的差异由表1可知, 网络成瘾组大学生在依恋回避和依恋焦虑维度上的得分均高于非网络成瘾组, 差异均有统计学意义 ( P值均<0.01) , 其中依恋回避得分差异的效果量较低, 依恋焦虑得分差异的效果量中等。另外, 网络成瘾组在述情障碍总分、情感识别困难因子、情感描述困难因子上得分均高于非网络成瘾组, 差异均有统计学意义 ( P值均<0.01) , 其中述情障碍总分上的差异有中等程度的效果量 ( d= 0.66) , 情感识别困难因子的得分差异效果量较高 ( d = 0.88) , 情感描述困难因子上的得分差异效果量接近中等水平 ( d=0.47) 。两组大学生外向性思维因子上的得分差异无统计学意义 ( P>0.05) 。
2.2成人依恋、述情障碍与网络成瘾的相关分析由表2可以看出, 除依恋焦虑和依恋回避之间相关无统计学意义之外, 依恋回避、依恋焦虑、述情障碍总分与网络成瘾总分之间均存在正相关 ( P值均<0.01) 。
注: **P<0.01。
根据温忠麟等[13]总结的中介效应检验程序, 检验述情障碍在依恋焦虑和网络成瘾之间的中介效应, 进行一系列回归分析, 见表3。第一步, 以依恋焦虑为自变量, 网络成瘾为因变量进行回归分析, 结果发现, 依恋焦虑对网络成瘾存在显著的预测作用; 第二步, 以依恋焦虑为自变量, 述情障碍为因变量进行回归分析, 结果发现, 依恋焦虑对述情障碍存在显著的预测作用; 第三步, 以述情障碍、依恋焦虑为自变量, 网络成瘾倾向为因变量进行回归分析, 结果发现, 依恋焦虑和述情障碍对网络成瘾倾向有预测作用。由于3次检验均有统计学意义, 所以述情障碍的中介效应显著, 当加入述情障碍之后, 依恋焦虑对网络成瘾倾向的影响系数从0.414下降到0.324。因为第4个t检验也有统计学意义, 所以述情障碍在依恋焦虑与网络成瘾倾向之间起部分的中介效应。Sobel检验结果显示, 述情障碍在依恋焦虑与网络成瘾倾向间的中介作用显著 ( Z=5.99, P<0.01) 。述情障碍在成人依恋与网络成瘾倾向之间的中介效应占总效应的比例为0.359×0.251 /0.414 = 21.76%。使用同样的检验手段进一步考察述情障碍在依恋回避与网络成瘾倾向之间的中介效应, 由表4可以看出, 述情障碍在依恋回避和网络成瘾之间也起到了部分中介作用, 且中介作用结果显著 ( Z = 6.81, P<0.01) , 中介效应占总效应的比例为0.242×0.346 /0.169 = 49.46%。
注: **P<0.01。
注: **P<0.01。
3 讨论
网络成瘾大学生的依恋回避和依恋焦虑程度均显著高于非网络成瘾大学生, 表明相较于非网络成瘾大学生, 网络成瘾大学生一方面有较强的被拒绝、被抛弃的警觉和焦虑, 一方面在接近他人、依赖他人、与他人维持亲密关系上有较强的不适感。同时, 网络成瘾大学生情感表达困难和情感描述困难得分高于非网瘾大学生, 与Dalbudak等[14]的研究一致, 说明网络成瘾大学生存在更多情绪问题。
依恋焦虑、依恋回避、述情障碍与网络成瘾均呈显著正相关, 与谢晶等[15]、Yates等[16]、Craparo等[17]的研究结论一致。本研究表明, 依恋焦虑、依恋回避对网络成瘾有正向预测作用, 成人依恋越消极的大学生其网络成瘾倾向越强, 可能和其采取的依恋策略有关。Mikulincer等[18]指出, 过度激活策略是高依恋焦虑个体的特征, 而不激活策略是高依恋回避个体的特征。采取过度激活策略的大学生在现实生活中如果不能满足其寻求依恋对象的需求或者害怕遭到直接的拒绝, 极有可能利用网络的匿名性和便利性, 转而在网络中寻求依恋对象, 且网络中遭受拒绝可以非常便利地寻找下一个对象进行人际交往; 而采取不激活策略的大学生可能利用网络的逃避现实性特征去逃避现实人际, 将原本涉及人际互动的活动通过网络来完成, 如网络购物等。述情障碍水平越高的大学生网络成瘾倾向越强, 这与情绪情感的表达和识别是人际交往的重要技能有关; 述情困难的大学生可能会面对更大的人际压力和困扰, 而网络中的人际沟通多用图片或文字, 不同于面对面的人际沟通, 一定程度上可以弥补其在情绪情感识别和表达方面的不足, 而过度的依赖网络进行人际沟通, 则进一步加强了其网络成瘾的可能。
本研究发现, 大学生述情障碍在依恋焦虑、依恋回避和网络成瘾之间起部分中介作用, 依恋焦虑和依恋回避可以直接影响网络成瘾, 也可以通过述情障碍间接影响网络成瘾。成人依恋通过述情障碍间接影响网络成瘾倾向, 可能与依恋焦虑个体和依恋回避个体常使用的依恋策略及对压力事件的情感调节特点有关。Mikulincer等[18]指出, 高依恋焦虑者趋向于使用过度激活的情感调节策略, 高依恋回避者趋向于使用不激活的情感调节策略, 而这2种策略的长期使用会导致消极的情绪或人际问题[19]。因此, 大学生中的高依恋焦虑个体与高依恋回避个体在压力情境中很有可能逐渐发展成高述情障碍者。同时, 大学网络使用的便捷性, 大学生中的高述情障碍者很有可能通过网络来调节自身情绪, 并逐渐产生网络成瘾的倾向。