中国心理卫生杂志
Chinese Mental Health Journal 중국심리위생잡지
- 主管单位： 中国科学技术协会
- 主办单位： 中国心理卫生协会
- 影响因子： 2.08
- 审稿时间： 1-3个月
- 国际刊号： 1000-6729
- 国内刊号： 11-1873/R
- 论文标题 期刊级别 审稿状态
-
375名在校大学生完美主义与成就动机的关系
完美主义是一种人格特质,即在个性中具有凡事追求尽善尽美的极致表现的倾向.成就动机是人们在成就需要的基础上产生的,它是激励个体乐于从事自己认为重要的有价值的工作,并力求获得成功的一种内驱力[1].国外对女足球运动员[2]和青少年[3]的研究表明追求完美与避免失败动机负相关,与成就动机的适应模式有关[4].Speirs和Kristie对大学生的研究显示社会取向型的完美主义者的避免失败动机会影响他们的成就目标和行为;自我导向型的完美主义者的追求成功动机会影响成就目标和行为[5].具有完美主义倾向的高中生其个人标准极大地预言了成就动机[6].本研究探讨大学生完美主义与追求成功动机和避免失败动机的关系,以及完美主义及其各个维度是否能够预测成就动机,从而为大学生心理健康工作和职业生涯规划提供理论支持.
-
小学生同伴接纳、教师接纳、学业成绩与心理健康的关系
目的:探讨同伴接纳、教师接纳、学业成绩与小学生心理健康的关系.方法:采用分层随机抽样的方法从福州市三所小学:二、四、五年级的2200名学生中抽取445名学生,通过社会测量法和儿童行为量表来测量小学生心理健康状况,结合方差、相关等统计分析方法探讨这四者的关系.结果:小学男生Achebach儿童行为量表评分位于前3位的依次为:攻击性(8.45±6.05)、多动(4.82±3.51)、强迫性(4.56±4.18).小学女生评分位于前3位的依次为:攻击性(7.79±6.03)、抑郁(5.05±4.20)、多动(4.69±3.67);心理健康和同伴接纳、教师接纳、学业成绩之间呈负相关(r=-0.22、-0.26、-0.17,均P＜0.01);不同同伴接纳、教师接纳和学业成绩水平小学生的心理健康存在显著的差异(F=11.610、11.34、6.147.P＜0.01).进一步两两比较发现:高同伴接纳组的Achebach儿童行为量表总分低于中等接纳组和低接纳组[(25.3±17.2)vs.(30.7±21.7)、(42.4±22.2),P＜0.001],中等接纳组得分低于低接纳组(P＜0.001);低教师接纳组的Achebach儿童行为量表总分高于高接纳组和中等接纳组[(46.6±24.9)vs.(25.7±25.4)、(30.7±21.7),P＜0.001],中等接纳组得分高于高接纳组(P＜0.001);高成绩组的Achebach儿童行为量表总分低于中等成绩组和低成绩组[(25.3±17.9)vs.(31.1±21.9)、(38.4±22.0),P＜0.001],中等成绩组低于低成绩组(P＜0.05).结论:教师接纳程度低的学生心理健康水平也低.学业成绩好的学生同伴接纳水平和教师接纳水平也高.同伴接纳、教师接纳和学业成绩对小学生的心理健康会产生一定的影响.
-
城乡小学生欺负行为及其与孤独感的关系
欺负行为是攻击性行为的一个子集,指有意造成接受者的身体或心理伤害[1].国内对小学生欺负行为的差异性研究主要涉及的是性别和年级因素,缺乏城乡比较.本研究对城乡小学生的欺负行为进行考查,并进一步探讨不同欺负身份的儿童其孤独感的程度.
-
南京市中学生超重、肥胖与抑郁症状调查
目的:了解南京地区中学生超重肥胖现状及与抑郁症状的关系.方法:采用儿童抑郁量表(Children's Depression Inventory,CDI)对南京地区13个区县的56个学校的168个班级7161名在校的初一至高三的中学生进行抑郁症状评定.同时参考中国儿童青少年超重和肥胖筛查BMI值分类标准分体重正常、超重和肥胖三组.结果:男生超重和肥胖检出率均显著高于女生(超重:9.6%vs.5.4%,X2=49.835,P＜0.01;肥胖:3.9%vs.2.3%,P＜0.01).中学生抑郁症状检出率为14.8%,男生的检出率显著高于女生(16.4%vs.13.0%,P＜0.01).经多因素调整后,与体重正常者比较,超重、肥胖的青少年罹患抑郁症状的风险分别增加37.1%和48.8%.结论:超重肥胖可能是罹患抑郁症状的一个危险因素;体重指数值越高,罹患抑郁症状的风险越大.
-
研究生主观幸福感的特点及其与自尊的关系
一般认为,主观幸福感是评价者根据自定的标准对其生活质量的整体性评估.目前对研究生主观幸福感的研究很少,且对主观幸福感与自尊关系的研究结论不统一.本研究就是针对以上两个问题展开的.
-
大学生依恋类型对心理健康的影响
目的:探讨大学生依恋类型和心理健康的关系.方法:以整群抽样的方式选取大学生676名;用关系问卷(RQ)、亲密关系经历量表(ECR)、症状自评量表(SCL-90)进行测查.结果:676名大学生中安全型依恋者占41.3%,轻视型占25.6%,倾注型占23.3%,害怕型占9.8%;除躯体化外,安全型和轻视型大学生的SCL-90量表总分和其他指标分均低于倾注型和/或害怕型, [如,总分(153.0±45.4)、(158.4+47.8)vs.(173.8±51.2)、(175.1±58.8),P＜0.001],敌对得分安全型低于倾注型和害怕型[(1.7±0.6)vs.(1.8±0.6)、(1.9±0.9),P=0.027];依恋回避与除敌对以外的其他心理健康指标呈正相关(r=0.14～.17,P＜0.01);依恋焦虑与SCL-90各指标呈不同程度的相关(r=0.24～0.47,P＜0.01).结论:大学生的依恋类型对他们的心理健康水平产生影响,依恋焦虑与依恋回避越低心理健康水平越高.
-
家庭环境对儿童探究行为及同伴交往的影响
目的:考察儿童探究行为及同伴交往类型与家庭环境的关系.方法:由父母填写家庭环境量表,测量儿童的家庭环境;然后在实验室及自由活动时间录像观察并编码,分析56名儿童的探究行为和同伴交往类型,考察两者间的关系.结果:男孩单独被动活动及探索性行为的频率得分均高于女孩[(18.5±3.7)vs.(13.2±3.8),(5.4±2.0)vs.(3.9±1.5);P=0.003,0.006],而互动活动和探究行为的持续时间得分均低于女孩[(9.4±2.7)vs.(12.6±3.1),(2.1±0.9)v8.(3.3±1.2);P=0.041,0.032];家庭亲密度与同伴交往中的抑制行为、单独被动活动负相关(r=-0.26、-0.24,P＜0.01),而与平行活动、单独主动活动、互动活动正相关(r=0.14、0.28、0.38,P＜0.05或0.01);儿童探究行为与家庭的独立性、知识性、乐观因子呈正相关(r=0.46、0.33、0.38,P＜0.05或0.01),与控制性、矛盾性、悲观因子呈负相关(r=-0.41、-0.38、-0.33,P＜0.05或0.01).多元逐步回归分析显示,对于不同家庭环境中有6个因子是对儿童同伴交往的预测变量(联合解释变异量为0.437),5个因子是对儿童探索性的预测变量(联合解释变异量为0.362).结论:家庭环境与儿童的探究行为及同伴交往类型密切相关.
-
注意缺陷多动障碍与多不饱和脂肪酸的关联性
注意缺陷多动障碍(Attention deficit hyperactivity disorder,ADHD)是一种常见的儿童行为障碍.近10年来,关注ADHD的病因和对其发病机制的研究,随着对精神疾病与脂肪酸之间关系的研究而不断深入,一系列多不饱和脂肪酸与精神分裂症、抑郁症和自杀未遂等精神疾病之间存在关联的研究相继被报道[1],多不饱和脂肪酸(Polyunsaturated fatty acid,PUFAs)与ADHD的研究成了一个新的热点.PUFIAs是人体细胞的重要组成部分,参与构成细胞膜磷脂,对维持记忆、注意、思维、情感等大脑功能有重要的作用[2].本文探讨PUFAs与ADHD儿童临床症状的相关性.
-
出生低体重儿童的入学准备状况
出生低体重儿童即出生时体重低于2500g的儿童.入学准备是学龄前儿童为了能够从即将开始的正规学校教育中受益所需要具备的各种关键特征或基础条件[1].入学准备包括五个领域:学习方式、认知与一般知识、情绪与社会性、言语能力、身体健康及运动技能的发展.出生低体重儿童较正常儿童有更高的发展风险[2],考察其入学准备状况可以为发展风险的早期识别和干预提供依据.
-
威斯康星卡片分类测验作为双生子基因功能稳定性指标的初探
目的:探索威斯康星卡片分类测验测试各指标中更稳定、更精确的指标(内表型).方法:在重庆市主城区募集6-16岁的双生子.签写知情同意书后,用威斯康星卡片分类测验对59对6-16岁的双生子测试(同卵双生28对,异卵双生31对),比较双生子两个体之间的六个常用指标(正确数、错误数、持续错误数、非持续错误数、总分类数、完成第一个分类所需个数)得分的相关系数,采取双生子的颊黏膜标本以提取DNA并进行卵型鉴定.结果:MZ组和DZ组的年龄、性别、受教育年限具有可比性(P＞0.05),MZ组的持续错误数指标在双生子对个体之间的相关系数有显著相关(r=0.65,P=0.001),其余五个指标和DZ组的六个指标在双生子对个体之间的得分无显著性相关(P＞0.05).结论:在威斯康星卡片分类测验常用的六个指标中,持续错误数受遗传的影响更大,作为内表型指标可能优于威斯康星卡片分类测验中的其他指标.
-
心理状态自评量表在糖尿病患者中的应用
糖尿病已成为继心血管、脑血管病、癌症之后第四号杀手[1],心理治疗对糖尿病有重要作用[2].糖尿病患者的负性情绪发生率(20%-70%[4])高于普通人群(15.1%-22.5%[5]),但没有出现异于常人的心理状态.本文将用于普通人群的心理量表修订为一个适用于糖尿病患者的心理状态自评量表,为糖尿病患者心理治疗提供依据.
-
情绪障碍研究用汉语情绪词分类系统的初步建立
目的:建立一套情绪障碍研究用汉语情绪词分类系统,为异常情绪的研究提供标准化刺激材料.方法:54名不同受教育程度的被试对344个双字汉语情绪词(包括115个正性词、114个负性词、115个中性词)的愉悦度、唤醒度和熟悉度三个维度进行9级的情绪等级评定.结果:三类词语在三个维度上的ANOVA结果显示,分别存在愉悦度主效应(F=2514.96,P=0.000)、唤醒度主效应(F=147.43,P=0.000)和熟悉度主效应(F=106.81,P=0.000).两两比较后发现正性词的愉悦度得分(7.29±0.41)高于负性和中性词(2.81±0.30、5.47±0.66),中性词得分高于负性词;正性词的唤醒度得分(6.57±0.39)高于负性词和中性词(5.33±0.41、5.23±0.67);正性词的熟悉度得分(5.98±0.57)高于负性和中性词(4.63±0.53、5.21±0.93),中性词得分高于负性词.结论:初步建立的情绪障碍研究用汉语情绪词分类系统较好,为以后的异常情绪的研究提供词语刺激材料.
-
社交性应激反应问卷中文版在大学生中应用的信效度初步评价
目的:建立社交性应激反应问卷(RSQ-SSV)中文版,并分析其信、效度.方法:按量表翻译程序将RSQ.SSV翻译成中文,整群分层选取409名大学生进行RSQ-SSV中文版的测量.随机抽取90名学生于初评后一个月进行重测,并与美国样本进行比较.结果:RSQ-SSV中文版整个问卷的Cronbach a系数为0.88,各因子a系数在0.73～0.81之间;重测信度为0.70;全量表的条目间平均相关系数为0.11,5因子的条目间平均相关系数在0.19～0.29之间,因子间相关系数在0.12～0.76之间;条目对因子负荷系数在9.38～0.86之间,复相关系数在0.14～0.74之间;验证性因子分析的指标:IFI为0.93,CFI为0.93,TLI为0.92,RMSEA为0.06.中国大学生样本的不随意的逃避反应因子得分高于美国大学生样本[(0.97±0.41)vs.(0.91±0.48),P=0.002],而初级亲近控制应对反应、次级亲近控制应对反应、不随意的亲近反应得分均低于美国大学生样本[(1.75±0.49)vs.(2.12±0.50)、(1.51±0.43)vs.(1.80±0.48)、(1.17±0.44)vs.(1.36±0.56),均P＜0.001].结论:RSQ-SSV中文版具有良好的信、效度,可以试用于我国大学生社交性应激反应的测评.
-
定期门诊健康教育对农村精神分裂症患者康复的影响
目的:探讨定期门诊健康教育对农村精神分裂症患者服药依从性、复发率、生活质量及社会功能的影响.方法:将220例经住院治疗痊愈出院的精神分裂症患者随机分为研究组和对照组,每组各110例,研究组进行每月1次的定期门诊健康教育,时间2年,对照组不作上述要求.用自制的调查表了解2年内患者服药依从性、复发率及工作能力恢复情况.采用精神分裂症病人生活质量量表和社会功能缺陷筛选量表于患者入组时及入组6、12、18、24个月时评定患者的生活质量和社会功能.结果:(1)研究组2年内的总复发率低于对照组(27.6%vs.47.4%,x2=6.605,P=0.010);(2)研究组患者服药的完全依从性明显高于对照组(68.4%vs.42.1%,X2=13.467,P=0.000),不依从性明显低于对照组(9.2%vs.20.0%,X2=4.550,P=0.033);(3)研究组患者恢复到原工作状态人数明显高于对照组(38.8%vs.22.1%,X2=6.316,P=0.012);(4)研究组患者于入组12、18、24个月时的社会功能缺陷评分明显低于对照组[(4.2±0.9)vs.(4.7±1.0),(3.2±0.9)vs.(3.8±1.0),(1.8±1.1)vs.(3.3±1.1),P=0.001、0.000、0.001];(5)研究组患者于入组6、12、18、24个月时的生活质量评分均明显低于对照组[(24.7±2.8)vs.(26.1±2.3),(19.0±2.3)vs.(21.9±3.1),(13.7±2.6)vs.(16.9±3.1),(9.0±3.0)vs.(12.2±3.5),均P＜0.001].结论:定期门诊健康教育不仅有助于改善精神分裂症患者的服药依从性、降低复发率,而且有助于提高患者的生活质量和促进工作能力的恢复.
-
第三类病
1 精神障碍的类型基于迄今为止所积累的临床知识,精神障碍大致可以分为三类.1.1第一类可分为三组:1脑疾病、脑损伤或脑发育不良所致的精神障碍;2躯体或内科疾病所致的精神障碍;③精神活性物质所致的精神障碍.
-
焦虑障碍经济负担研究的系统评价
目的:了解国外焦虑障碍经济负担研究的状况及研究方法,为我国开展焦虑障碍经济负担研究提供理论依据.方法:计算机检索相关文献.根据研究方法的不同分为焦虑障碍人均经济负担和国家经济负担研究,将各国的研究结果转换成2006年的货币价值后,根据购买力平价统一转换成美元.结果:纳入13篇文献,其中11篇为人均经济负担研究,2篇为国家经济负担研究.焦虑障碍人均直接经济负担低为256美元/年,高为8829美元/年,人均间接经济负担少为328美元,多达到8655美元/年.只有美国进行了焦虑障碍国家经济负担的研究,约为700亿美元/年.结论:焦虑障碍给家庭和社会带来沉重的经济负担.
-
35例精神分裂症患者神经心理学评估的对照研究
目的:用神经心理测验评估35例精神分裂症患者认知功能损害的特点.方法:采用多种神经心理测验评估35例精神分裂症患者(12例未用药,8例用药1周以内,15例用药1月以上)和20例健康对照组的学习、记忆、工作记忆、注意、信息处理速度、词语流畅、执行功能等认知功能.对未用药和用药1周以内的精神分裂症患者进行随访.结果:在成套神经心理测验的各个分测验中,精神分裂症患者(未用药、用药l周以内和用药1月以上)成绩均较正常人差[如韦氏数字符号得分未用药者(63.0±13.8),正常对照组(87.10±13.16),P＜0.001].用药1月以上组的空间广度测验成绩优于未用药组[逆行得分成绩用药1月以上组(7.47±1.81),未用药组(5.50±1.73),P＜0.01;总分成绩用药1月以上组(15.33±3.31),未用药组(12.42±3.65)].随访研究中,霍普金斯词汇学习测验一修订版、简易视觉空间记忆测验一修订版和视觉空间广度测验的随访成绩优于初测成绩[如空间广度测验的逆行得分初测成绩(5.7±1.5),随访成绩(6.8±1.0,P＜0.05)].结论:精神分裂症患者存在大脑广泛的认知功能损害.非经典抗精神病药物治疗可能对精神分裂症患者的言语记忆、视觉空间记忆和视觉工作记忆有所改善.
-
冀南地区城乡青少年痤疮患病率与焦虑状况调查
目的:调查冀南地区城乡青少年面部寻常痤疮的患病率和焦虑状况.方法:采用分层整群随机抽样法,对冀南地区城乡2891名青少年进行流行病学问卷调查;采用Zung氏焦虑自评量表(SAS)评定该地区青少年的焦虑状况.结果:将年龄构成标准化后,城市青少年痤疮的患病率高于农村(45.0%VS.32.8%,P＜0.001);城市青少年的焦虑得分为45.0±8.2,农村为43.9±9.2,城乡间差异有统计学意义(P=0.003);痤疮患者的焦虑得分高于正常者[(47.0±9.2)vs.(42.9±8.0),P＜0.001].结论:冀南地区青少年痤疮的患病率城市高于农村;痤疮患者的焦虑心理更明显.
-
A型行为与高血压患者心理社会事件及血管内皮功能的相关性
目的:探讨高血压患者的A型行为与生活事件、社会支持、情绪障碍及血管内皮功能的关系.方法:从207例住院高血压病患者中,选取收缩压≥140mmHg和(或)舒张压≥90mmHg者,共入组197例.从参加体检的健康者中随机选取46例为正常对照组.用A型行为问卷、生活事件量表、社会支持评定量表、症状自评量表评定心理状况,并测定血浆内皮素、血清一氧化氮和血脂.结果:高血压组中的A型行为比例显著高于正常对照者(76.7%vs.45.7%,)(2=9.77,P=0.003),高血压组A型行为者负性生活事件频度、负性生活事件强度、焦虑因子分及血浆内皮素水平均高于非A型行为者[(3.4±1.0)vs.(2.5±0.9),P=0.007;(23.2±6.0)vs.(15.9±4.2),P＜0.001;(1.8±0.5)vs.(1.4±0.7),P=0.004;(79.8±12.3)vs.(57.7±11.4),P=0.006],血清一氧化氮水平、主观支持分低于非A型行为者[(39.8±9.7)vs.(56.2±10.5),(8.1±6.4)vs.(16.7±4.2),均P＜0.001].血清一氧化氮、血浆内皮素、负性LEI平均值、主观支持分、焦虑因子分、脉压与A型行为显著相关(β=-0.22、0.19、0.24、-0.21、0.15、0.19).结论:A型行为是高血压发病的内在因素,与生活事件、社会支持、情绪障碍等心理社会因素密切相关,血管内皮功能障碍可能是A型行为引起高血压的重要生理机制之一.
-
呈现车祸图片对车祸外伤者生命体征和情绪的影响
本研究利用本市交警提供车祸图片和百度网搜索车祸图片作为情绪刺激工具,以车祸病人、手术后病人、健康人作为被试,诱发负性情绪反应,来比较这三种人群在自主神经反应的情绪的表达与认识上是否存在差别.
-
城市女性性生活质量的相关因素
目的:探讨城市女性性生活质量的相关因素.方法:采用女性性生活质量问卷,对1529名城市已婚女性进行调查.以问卷的6个因子(性满意度、性交流、性焦虑、性反应、性态度、性体像)得分的10百分位数作为分界点,因子分≤10百分位数的为低分组,＞10百分位数的为对照组,进行单因素和多因素Logistic逐步回归分析.结果:性生活质量问卷总均分为106.9±17.2,性满意度因子均分为24.1±4.9,性交流因子均分为17.7±5.1,性焦虑因子均分为26.0±3.9,性反应因子均分为16.2±3.9,性态度因子均分为13.0±3.0,性体像因子均分为10.0±1.9.多因素Logistic逐步回归分析显示,高年龄组(OR=1.25～6.72,P＜0.01)的女性,出现性满意度低、性交流少、性反应能力低、不接纳手淫的风险性高;汉族(OR=0.53,P＜0.05)、教育程度高(OR=0.40,P＜0.01)的女性,出现性焦虑的风险小;每月收入高的女性(OR=0.35～0.64,P＜0.01),其性生活质量低的风险小;有子女的女性易于出现对形象的不自信(OR=1.63～2.91,P＜0.01),但性满意度低的风险小(OR=0.46,P＜0.05);绝经状态的女性(OR=1.54～2.32,P＜0.05或0.01)出现性满意度低、性焦虑多、性反应能力低、对自我形象不自信的风险性增大;夫妻关系不和睦(OR=3.25～8.87,P＜0.01)是性满意度、性交流,性焦虑的不利因素;丈夫有性功能障碍(OR=3.50～11.40,P＜0.01)是女性性满意度、性反应的不利因素;丈夫有躯体疾病(OR=2.17～3.13,P＜0.05或0.01)的女性易于表现为性满意度低、性焦虑多.结论:社会心理因素对女性性生活质量的各方面都会产生影响.
-
也谈演化与抑郁
[编者按]<从进化角度探索抑郁>投稿到编辑部后,审稿专家不仅进行了评阅,而且旁征博引,从新的视角阐发了这个问题,非常富有启发性.因此编辑部与作者和审稿人协商,将审稿意见及作者的回应一同刊出,以飨读者.今后我们也将抓住机会组织这样的学术讨论,欢迎读者来信、来稿,就本刊发表的文章发表建设性的评论,使心理卫生领域的学术空气更活跃.
-
作为进化上适应反应的抑郁或有益?——《从进化角度探索抑郁》一文作者的回复
很高兴看到德高望重的许又新教授对我们文章的评述.让我更为叹服的是许教授对"演化论"及有关问题的深刻见解.晚辈受益不少.此外,有些方面我想作点说明,以便全面地理解有些说法.
-
从进化角度探索抑郁
对抑郁的研究,大多着重于内在近因,如引发抑郁的脑机制或神经生物学机制及影响患者的直接心理社会原因方面的探讨.从进化角度探索抑郁及抑郁性(精神)障碍的根源(或远因),尽管有关论点提出已有60多年历史[1],但只是在近期被关注.先后提出了资源/能量保存理论、社会竞争理论、纽带理论和社会风险假说、社会导向假说、慢性应激假说、个体差异模型假说等,这些理论及假说业已或即将对抑郁的临床诊疗及机制探讨产生重要影响.此外,从进化遗传学角度,多基因突变一选择平衡假说作为一种非主流的进化遗传理论模型,对临床上包括抑郁症在内的精神障碍所呈现的遗传现象,可能更具说服力[2].本文通过对有关理论及假说的复习,强调抑郁(特别是轻度抑郁)在进化上的普遍性及适应意义,而临床抑郁症及相关障碍则是在易感个体出现的过度反应,可能由累积的多位点轻微有害基因突变组合为遗传基础.
| 年 | 期数 |
| 2019 | 01 |
| 2018 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2017 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 z2 |
| 2016 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2015 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 |
| 2014 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2013 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2012 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2011 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2010 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2009 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 z1 |
| 2008 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2007 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2006 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2005 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2004 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2003 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2002 | 01 02 03 04 05 06 07 08 09 10 11 12 |
| 2001 | 01 02 03 04 05 06 |
| 2000 | 01 02 03 04 05 06 |
