简介:【摘要】 目的 探讨注意缺陷多动障碍(Attention deficit hyperactivity disorder,ADHD)儿童睡眠障碍的影响因素。方法 对244例的6-12岁ADHD儿童采用儿童睡眠紊乱量表(SDSC)评估ADHD儿童的睡眠(SDSC总分≥39分判定为有睡眠障碍)、SNAP-IV量表评估ADHD核心症状(注意缺陷和多动冲动)、Das-Naglieri认知功能评估系统评估认知信息加工过程(计划和注意)、中国韦氏儿童智力量表第2版评估言语智商、操作智商和总智商。采用SPSS 23.0软件和Zstats软件进行统计分析。 结果 ADHD儿童睡眠障碍的发生率为76.6%。单因素Logistic回归分析结果表明,年龄、性别、计划、注意、言语智商和操作智商对ADHD儿童睡眠障碍的影响无统计学意义(P > 0.05);注意缺陷(P < 0.001,OR = 3.72,95% CI:2.12-6.54)和多动冲动(P = 0.004,OR = 1.98,95% CI:1.25-3.14)症状严重程度的增加会增加ADHD儿童睡眠障碍发生的风险,差异均有统计学意义。多因素Logistic回归分析结果表明,在控制了年龄、性别、计划、注意、言语智商和操作智商后,注意缺陷(P < 0.001,OR = 3.39,95% CI:1.77-6.51)症状的增加将显著增加ADHD儿童患睡眠障碍(SDSC总分>39分)的风险,具有统计学意义。结论 多动冲动症状、言语智商、操作智商、计划和注意功能不会直接影响ADHD儿童睡眠。ADHD的注意缺陷症状越严重,ADHD儿童睡眠障碍的发生率越高。
简介:摘要目的探讨孤独症谱系障碍(ASD)合并智力障碍患儿的视功能及眼部疾病特点。方法横断面研究。于2022年1至3月纳入北京市朝阳区7所特殊教育学校的292例(584只眼)ASD合并智力障碍患儿资料,其中男性235例,女性57例;年龄2~18岁。检查所有患儿主观远、近视力、近立体视、客观视力、屈光度数、眼前节和眼底。另纳入健康幼儿及学生300人作为对照,年龄2~18岁,检查主、客观视力和屈光度数。对ASD合并不同智力障碍程度患儿进行分析,视力结果转换为最小分辨角的对数进行计量分析,不同性别、不同年龄的患儿数据比较采用Mann-Whitney U检验或Kruskal-Wallis H检验。结果ASD合并智力障碍患儿的584只眼中,屈光不正272只眼(47.22%),散光260只眼(45.14%),远视29只眼(5.03%),近视10只眼(1.74%),弱视危险因素47只眼(8.16%)。292例患儿中斜视20例(6.85%),色弱3例(1.03%),外眼异常4例(1.37%)。211例患儿完成了近立体视检查,其中100″及以内者54例(25.59%),200″~900″者157例(74.41%)。272只屈光不正眼中,157只眼(57.72%)需矫正而未矫正。患儿主观、客观视力分别为0.22(0.10,0.35)和0.10(0.00,0.22);不同性别的ASD合并轻度或中度智力障碍患儿远近视力、客观视力、屈光度数、近立体视的差异均无统计学意义(P>0.05);不同年龄段ASD合并轻度智力障碍患儿差异有统计学意义(H=21.453,P<0.001),合并中度智力障碍患儿主观远、近视力的差异有统计学意义(Z=-3.508,-4.503;P<0.001),客观视力、屈光度数、近立体视的差异无统计学意义(P>0.05)。健康儿童的主观远视力和客观视力分别为0.10(0.00,0.22)和0.00(0.00,0.10),屈光度数为0.25(-0.25,0.50)D,与ASD合并智力障碍患儿比较,主观远视力及客观视力差异有统计学意义(Z=-8.527,-10.393;P<0.001),屈光度数的差异无统计学意义(Z=-1.274,P=0.203)。结论ASD合并智力障碍患儿的主、客观视力均低于健康儿童,屈光不正、斜视、弱视等眼病的患病率和未矫正率均明显高于健康儿童,其所患的屈光不正中以散光为主,且矫正和治疗率较低。
简介:学生解题不仅能加强知识的应用,培养解决问题的能力,还能培养其创造性思维品质,因此,解题是学生十分重要的学习行为.学生的解题过程是一种独特的思维过程,一般有以下3个步骤:①识别和理解问题过程,即通过审题提取解题信息;②生成解题路径过程,包括思维定向(课题类化)和背景知识再现;③评价解题过程和结论过程.学生常因知识缺陷或解题技能欠缺导致解题错误,从本质上来看,这是由于学生在解题过程中发生思维障碍,表现为信息提取失真、思维定向失误、知识再现失灵、解题评价失当等.本文拟在分析这几种解题障碍的基础上,提出一点补救性和预防性对策.