目的 考察大学生自杀意念的动态发展轨迹及其相关因素.方法 在2019-2021年间,采用方便取样的方法,每年10月对广东省某高校1438名学生进行3次纵向追踪.采用自杀意念自评量表(SIOSS)测量自杀意念水平,使用潜变量混合增长模型(LGMM)分析大学生自杀意念发展轨迹,建立多元logistic回归模型,分析自杀意念各潜在类别变化的相关因素.结果 2019-2021年间,大学生自杀意念总分分别为3.79±2.87、3.71±2.90、3.32±2.87,随时间呈现一定的下降趋势;大学生自杀意念的发展轨迹可划分为3个类别:C1自杀意念加重组(11.8％)、C2持续低自杀意念组(79.6％)、C3自杀意念缓解组(8.6％);相对于C1组,童年生活一般(OR=2.52,95％CI:1.31～4.86)或童年生活幸福(OR=3.95,95％CI:2.02～7.74)、无自杀未遂史(OR=9.03,95％CI:3.49～23.36)、外向(OR=1.03,95％CI:1.01～1.05)的大学生更容易进入C2组,而生源地为城市(OR=0.54,95％CI:0.31～0.93)、神经质得分高(OR=0.86,95％CI:0.84～0.88)的大学生更不容易进入C2组;童年生活幸福(OR=3.29,95％CI:1.40～7.74)的大学生更容易进入C3组,而生源地为城市(OR=0.37,95％CI:0.18～0.78)的大学生更不容易进入C3组.结论 大学生自杀意念的发展轨迹可划分为3个类别:自杀意念加重组、持续低自杀意念组、自杀意念缓解组,自杀意念的发展轨迹与生源地、童年生活、自杀史、人格特质等因素相关.

目的 探讨童年期性虐待与大学生自我攻击的关系,以及心理痛苦的中介作用和情绪调节自我效能感的调节作用,为大学生自我攻击的防控工作提供新思路.方法 采用儿童期虐待简式问卷(CTQ-SF)、心理痛苦量表(PAS)、Buss和Perry攻击问卷中文版(AQ-CV)和情绪调节自我效能感量表(RES)对方便抽样选取的河南省5所高校的638名大学生进行调查.结果 童年期性虐待与心理痛苦(r=0.30,P＜0.01)和自我攻击(r=0.33,P＜0.01)均呈显著正相关,心理痛苦与自我攻击呈显著正相关(r=0.56,P＜0.01).心理痛苦在童年期性虐待和自我攻击间起部分中介作用,相对中介效应为46％.情绪调节自我效能感在童年期性虐待与心理痛苦之间起调节作用(β=0.10,P＜0.01),且属于"杯水车薪"调节模式.具体而言,情绪调节自我效能感可以缓冲童年期性虐待对心理痛苦的消极影响,但随着童年期性虐待程度的增高,情绪调节自我效能感的缓冲作用也会减弱.结论 童年期性虐待通过心理痛苦影响大学生的自我攻击,同时对于情绪调节自我效能感在其中所起到的保护作用也不宜过分夸大.

目的:考察大学生社会自我效能感对自我调节疲劳的影响,探讨社会自我效能是否通过生命意义感影响自我调节疲劳及这一中介过程是否受到领悟社会支持的调节.方法:采用随机抽样对安徽、江苏的两所高校共 988 名大学生开展问卷调查,内容包括社会自我效能感量表、生命意义感量表、领悟社会支持量表、自我调节疲劳量表.结果:①自我调节疲劳与社会自我效能感、领悟社会支持、生命意义感均呈负相关(r=-0.40、-0.39、-0.41,P<0.01),社会自我效能感与领悟社会支持和生命意义感均呈正相关(r=0.48、0.46,P<0.01),领悟社会支持与生命意义感呈正相关(r=0.52,P<0.01).②社会自我效能直接负向预测大学生自我调节疲劳(β=-0.27,P<0.01).③生命意义感在社会自我效能与大学生自我调节疲劳间起部分中介作用,中介效应占总效应的31.70%.④领悟社会支持调节了该中介模型的前路径,领悟社会支持程度较低时,社会自我效能越高,生命意义感呈上升趋势(γ=0.16,t=4.12,P<0.01);领悟社会支持程度较高时,社会自我效能越高,生命意义感上升趋势更强(γ=0.35,t=10.380,P<0.01).结论:社会自我效能通过提升生命意义感来抑制大学生自我调节疲劳,且领悟社会支持在社会自我效能与生命意义感间起显著调节作用.关注社会自我效能感、生命意义感和领悟社会支持有助于减少大学生自我调节疲劳.

本文探讨信息时代背景下，在校大学生高发心理危机的原因，并倡导高校教学管理人员充分利用当下信息技术成果对在校大学生进行心理评估和常态化心理教育，并依托当前高校信息化建设平台收集相关信息，构建易感大学生的心理危机预警及干预机制，以期将端口前移，更好地保障在校大学生的心理健康。

目的:考察不确定性容忍度(intolerance of uncertainty，IU)对中、低特质焦虑大学生的状态担忧、状态焦虑以及皮肤电反应的影响。方法:采用特质焦虑量表(trait anxiety inventory，TAI)和不确定性容忍度量表(intolerance of uncertainty scale，IUS)对北京地区1 378名高校学生进行调查，筛选出中、低特质焦虑个体(TAI得分≤54分)537名，再从中筛选高IU个体(IUS得分≤58分)和低IU个体(IUS得分>58分)，按照性别、年龄、受教育程度、IU得分配对分配到不确定组( n＝28)和确定组( n＝28)中，完成改编的NPU范式任务并填写简版宾州状态担忧量表(Penn state worry questionnaire，PSWQ)、简版状态焦虑量表(brief state anxiety measurement，BSAM)，记录个体完成NPU范式任务时的皮肤电反应。使用SPSS 26.0进行两因素(分类：高IU、低IU；组别：不确定组、确定组)方差分析。 结果:两因素方差分析结果显示，个体的状态担忧分类与组别的交互作用不显著[ F(1，55)＝0.05， P>0.05， η2＝2.16]。分类主效应显著[ F(1，55)＝24.17， P<0.05， η2＝1 143.01]，高IU个体的担忧程度显著低于低IU个体( P<0.05)，组别主效应不显著[ F(1，55)＝0.03， P>0.05， η2＝1.45]，不确定组和确定组在状态担忧方面差异无统计学意义( P>0.05)。个体的状态焦虑分类与组别的交互作用结果显著[ F(1，55)＝4.38， P<0.05， η2＝3.02]；简单分析结果显示，在不确定组中，高IU个体的状态焦虑显著低于低IU个体( P<0.05)；在确定组中，高、低IU个体的状态焦虑差异无统计学意义( P>0.05)。个体的皮肤电反应分类与组别的交互作用结果不显著[ F(1，55)＝0.03， P>0.05， η2＝0.00]。分类主效应不显著[ F(1，55)＝0.07， P>0.05， η2＝0.00]，高、低IU个体的皮肤电活动差异无统计学意义( P>0.05)；但组别主效应显著[ F(1，55)＝4.86， P<0.05， η2＝0.03]，不确定组的皮肤电活动高于确定组( P<0.05)。 结论:在中、低特质焦虑大学生群体中，IU是个体在不确定条件下状态担忧和状态焦虑程度的有效预测源。

目的:探讨自我控制在述情障碍和网络成瘾关系间的中介作用。方法:2019年8月~9月，运用整群随机抽样法在江西省某三所高校抽取433名大学生，采用网络成瘾量表(Chinese internet addiction scale-revised)、述情障碍量表(the twenty-item toronto alexithymia scale)和简式自我控制量表(brief self-control scale)进行问卷测试；采用SPSS 23.0进行描述性统计、Pearson相关分析，采用PROCESS 3.5检验中介作用。结果:述情障碍、网络成瘾和自我控制的总分分别为(53.61±9.44)分、(45.31±9.84)分、(41.91±6.09)分。Pearson相关分析表明，述情障碍与网络成瘾呈正相关( r＝0.47， P<0.01)、与自我控制呈负相关( r＝-0.37， P<0.01)，自我控制与网络成瘾呈负相关( r＝-0.46， P<0.01)。多元层次回归分析表明，在控制性别的影响后，述情障碍对网络成瘾的直接预测作用显著( β＝0.51， P<0.01)；自我控制在述情障碍和网络成瘾的关系中起部分中介作用(效应值＝0.13，95% CI：0.082~0.185)，中介效应占总效应的25%。 结论:述情障碍不仅可以直接影响网络成瘾，也可以通过自我控制的中介作用间接影响网络成瘾。

《健康中国行动(2019—2030年)》将普及健康知识、提升国民健康素养作为实现健康中国的第一路径。大学生是传播健康理念、引领健康生活方式的重要人群，"要树立健康第一的教育理念"，大学生、教师和高校对大学生健康均负有责任。本文分析了大学生健康教育行动的必要性和大学生健康教育行动面临的挑战，提出生命与安全教育行动、健康水平提升行动、中医养生保健行动、科学知识普及行动等大学生健康教育行动内容。

目的:探讨大学生家庭功能与错失焦虑之间的关系及归属需要受挫与自我控制在其中的链式中介作用。方法:采用家庭功能量表、归属需要满足与受挫量表、自我控制量表和错失焦虑量表，对广东省五所高校409名大学生进行问卷调查。运用SPSS 26.0进行共同方法偏差检验、Pearson相关分析和分层回归分析，采用PROCESS 3.5宏程序进行中介效应检验。结果:(1)家庭功能、归属需要受挫、自我控制和错失焦虑的总分分别为(166.01±16.08)分、(9.39±2.51)分、(37.88±6.27)分、(56.38±6.59)分。(2)家庭功能与归属需要受挫呈显著负相关( r ＝－0.43， P<0.01)，与自我控制呈显著正相关( r ＝0.43， P<0.01)，与错失焦虑呈显著负相关( r ＝－0.39， P<0.01)；归属需要受挫与自我控制呈显著负相关( r ＝－0.37， P<0.01)，与错失焦虑呈显著正相关( r ＝0.38， P<0.01)；自我控制与错失焦虑呈显著负相关( r ＝－0.42， P<0.01)。(3)家庭功能对错失焦虑的直接效应值为－0.17(95% CI ＝－0.27~－0.07)，家庭功能通过三条路径间接影响错失焦虑，归属需要受挫的单独中介作用效应值为－0.09(95% CI ＝－0.14~－0.05)，自我控制的单独中介作用效应值为－0.09(95% CI ＝－0.14~－0.05)，归属需要受挫和自我控制的链式中介作用效应值为－0.03(95% CI ＝－0.04~－0.01)。 结论:家庭功能不仅可以直接影响错失焦虑，也可以通过归属需要受挫和自我控制的链式中介作用间接影响错失焦虑。

新型冠状病毒肺炎疫情的暴发，暴露出具备一定传染病防治能力的医学人才储备不足，这促使我们思考传染病学本科教育如何改革才能更好地为社会培养医学人才。课程思政是当今我国对高校大学生进行思想政治教育的重要途径。本文介绍了从多维度进行课程思政教育，将法治教育、政策教育、传统医学、抗疫成效和抗疫精神等内容有机融入传染病学本科教学的策略，并通过学生调研评价实施效果，为培养出具有坚实传染病专业基础、家国情怀和时代担当精神的高水平医学人才提供参考。

目的:对英文版的精神疾病信念量表（BTMI）进行汉化，并在大学生人群中检验中文版BTMI的信效度。方法:遵循Beaton跨文化调试指南，形成中文版BTMI。采用便利抽样法，于2023年4—5月选取全国26个省、自治区、直辖市171所高校的915名大学生为研究对象进行问卷调查，对量表进行信效度分析。结果:本研究共发放问卷915份，收回有效问卷814份，有效回收率为88.96%（814/915）。中文版BTMI量表共21个条目，总量表的Cronbach's α系数为0.922，各维度的Cronbach's α系数为0.745～0.921；总量表的折半信度系数为0.797；总量表的重测信度系数为0.903（ P<0.01）。探索性因子分析共提取出4个公因子，分别为社会功能、危险性、不可治愈性、尴尬，累积方差贡献率为62.29%，验证性因子分析结果显示重要拟合指标均>0.900，整体模型拟合度较好。 结论:经汉化的中文版BTMI具有良好的信效度，可用于评估中国大学生对精神疾病的信念。