مقالات

23.6: C1.06: فاصل الجزء 2


مناقشة: ماذا عن نقاط نهاية هذه الفترة الزمنية؟

برسم هذه الفواصل الزمنية ونقاط النهاية ، نرى أن الأرقام بين 2.25 و 2.35 ، عند تقريبها إلى أقرب جزء من عشرة ، يتم تقريبها إلى 2.3.

لكن ، بالطبع ، نتذكر أن القيمة الدقيقة 2.35 ، عند تقريبها لأقرب جزء من عشرة ، تذهب إلى 2.4. لذلك يجب ألا نضيف 2.35 في الفترة الزمنية.

إذن إلى أي مدى يجب أن نذهب إلى الوراء؟ حسنًا ، ماذا عن تقريب 2.349999 لأقرب جزء من عشرة؟ هذا يذهب إلى 2.3.

لذا فإننا نحتاج إلى تقريب كل الأعداد الأصغر من 2.35 إلى 2.3. نحتاج إلى بعض التوضيح أو الترميز للإشارة إلى جميع الأرقام حتى ، ولكن لا تشمل 2.35.

هذه عدة طرق مختلفة للإشارة إلى هذا:

يشير كل منها إلى أن نقطة النهاية اليسرى مضمنة وأن نقطة النهاية اليمنى غير مضمنة.

في هذه الدورة التدريبية ، عندما نناقش الفاصل الزمني لقيم البيانات الفعلية المتوافقة مع القيمة المقربة ، سيكون من المناسب لك مجرد إعطاء نقاط النهاية وعدم الإشارة على وجه التحديد إلى أن نقطة النهاية اليسرى مضمنة ونقطة النهاية اليمنى ليس.

مثال 5. ضع في اعتبارك الأرقام مقربة لأقرب جزء من مائة.

  1. اكتب عدة أعداد بين 7.6000 و 7.6500 وقرب كل منها لأقرب جزء من مائة.
  2. ارسم خط أرقام واستخدمه لتوضيح الأرقام التي سيتم تقريبها إلى 7.63.
  3. لنفترض أننا قدمنا ​​رقمًا في صورة 7.63 ، مقربًا لأقرب جزء من مائة. اكتب فترة تعطي القيم الفعلية التي تتوافق مع القيمة المقربة 7.63

حل:

أ.ب. وج.

يذهب 7.6278 إلى 7.63 7.6251 إلى 7.63

يذهب 7.6421 إلى 7.64 7.6250 يذهب إلى 7.63

يذهب 7.6189 إلى 7.62 7.6249 إلى 7.62

7.6317 يذهب إلى 7.63

يذهب 7.6048 إلى 7.60

مثال 6: إذا تم الإبلاغ عن رقم تم قياسه على أنه 63 قدمًا ، مقربًا إلى أقرب قدم ، فما الفاصل الزمني للقيم الفعلية المحتملة التي تتوافق مع ذلك؟

حل: (جميع الأرقام هنا بالأقدام.)

طريقة: لتحديد نطاق القيم الفعلية المتسقة مع رقم تقريب معين ،

  1. اكتب الرقم المقرب المعطى والأرقام العديدة القريبة منه بنفس دقة الرقم المعطى.
  2. ارسم خط أرقام بالرقم التالي الأصغر والرقم الأكبر التالي بنفس الدقة على جانبي الرقم المقرّب المحدد.
  3. إذا كانت الأرقام تنتهي بكسور عشرية ، فقم بإضافة صفر في نهاية كل رقم لتسهيل تسمية الأرقام في منتصف المسافة بينهما.
  4. على خط الأعداد هذا ، اقطع الفواصل الزمنية بين العددين المقرَّبين إلى النصف.
  5. قم بتسمية هاتين النقطتين الفاصلتين.
  6. قم بتمييز الفاصل الزمني بين نقطتي القطع على أنه نطاق من القيم الفعلية المتوافقة مع الرقم المقرّب.
  7. لكي تكون دقيقًا تمامًا في كتابة الفاصل الزمني ، أشر إلى أن أصغر قيمتي القطع متضمنة في الفاصل الزمني وأن أكبر قيمتي القطع لم يتم تضمينها في الفاصل الزمني.

محتوى مرخص CC ، تمت مشاركته مسبقًا

  • رياضيات النمذجة. تأليف: ماري باركر وهنتر إلينجر. رخصة: CC BY: الإسناد

CareerCup

عرّف الرقم المذهل على أنه: قيمته أقل من أو تساوي فهرسه. بالنظر إلى مصفوفة دائرية ، أوجد موضع البداية ، بحيث يتم تكبير العدد الإجمالي للأرقام المذهلة في المصفوفة.
مثال 1: 0 ، 1 ، 2 ، 3
Ouptut: 0. عند نقطة البداية عند الموضع 0 ، تكون جميع العناصر في المصفوفة مساوية لفهرسها. لذلك كل الأرقام عدد مذهل.
مثال 2: 1 ، 0 ، 0
المخرجات: 1. عند نقطة البداية في الموضع 1 ، تصبح المصفوفة 0 ، 0 ، 1. جميع العناصر هي عدد مذهل.
إذا كان هناك العديد من المواضع ، فقم بإرجاع أصغرها.

يجب أن تحصل على حل مع تعقيد زمني أقل من O (N ^ 2)

دولة: الولايات المتحدة الأمريكية
نوع المقابلة: مقابلة عبر الهاتف

تضمين التغريدة
هذا رائع.
لم أفكر قط في الفواصل الزمنية.

على أي حال ، لقد قمت بتحسين الخوارزمية الخاصة بك قليلاً ، ولدي O (n):

تصحيح صغير واحد: نظرًا لأنه مصفوفة دائرية ، يجب تعديل حلقة for للفترات الزمنية إلى

tryhard ، شكرًا ، حسنًا ، يمكن حل الفاصل الزمني بشكل أفضل ولاحظت أنك تعاملت مع نهاية الفترات وبدء gt بشكل مختلف تمامًا (لقد تحققت ، هذا صحيح ، لكن ليس بديهيًا إلى حد بعيد ، وكن مدركًا أن العد خاطئ ، لكن الفهرس المكبر صحيح).
الاعتمادات الكاملة في tryhard ، الحل الأقصر والأسرع على النحو التالي

1. لكل عنصر في المصفوفة استبدل القيمة من الفهرس. (بالنسبة للأرقام السحرية ، ستكون هذه القيم موجبة أو 0 ، وبالنسبة للأرقام غير السعيدة ، ستكون هذه القيمة سالبة).

2. ابحث عن أكبر مصفوفة فرعية موجبة (بما في ذلك الحالة الدائرية) باستخدام خوارزمية kadane.

هذا هو حل Objective-C في O (n) ، نظرًا لأنه مصفوفة دائرية نحتاج إلى إيجاد أقصى فرق بين الفهرس والقيمة ، لذا يجب أن تكون النتيجة الفرق بالإضافة إلى الفهرس الحالي للفرق الأقصى.

ضع في اعتبارك متابعة الحالات:
2, 3, 0, 1
0, 0, 0, 4, 0
1, 0, 0
-1, 2, 0

بالنسبة إلى 1 ، 5 ، 2 ، 4 ، 3 فإنه ينتج 5. 5 ليس فهرسًا صالحًا.

إذا لم أكن مخطئًا ، فإليك حل O (n) آخر بدون فترات زمنية ، ولكن بمجرد حساب التحركات على العنصر الذي سيحصل / يفقد خاصية "مذهلة".

1. فهمت حساب البداية.
2. كيف تحسب النهاية؟
3. فقط على أساس مؤشر البداية والنهاية كيف يمكنك معرفة أن التسلسل بأكمله صحيح؟

هل يمكنك شرح ذلك من فضلك؟

هل يمكن لشخص ما أن يشرح ليChriz أوtryhard Solutions.

1. فهمت الجزء الفاصل
2. كيف يمكن أن تؤدي زيادة وتوثيق فهارس البداية والنهاية إلى إعطاء فهرس البداية
م غير قادر على فهم هذا الجزء

يمكن لأي شخص حل هذا أقل من O (N ^ 2)؟
OP: هل يمكنك؟

هذه هي قوتي الغاشمة O (N ^ 2):

استيراد java.io. *
استيراد java.util. *

فئة الحل <
العامة الثابتة الفراغ الرئيسي (سلسلة [] args) <
int [] a = <0،1،2،3>
int sln = numMoves (a)
إجابة int = 0
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln

int [] b = <1،0،0>
sln = عدد الحركة (ب)
الجواب = 1
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln

int [] c = <1،2،0>
sln = numMoves (ج)
الجواب = 2
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln

int [] d = <3،0،0>
sln = numMoves (د)
الجواب = -1
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln

int [] e = <0،0،0،4،0>
sln = numMoves (ه)
الجواب = 4
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln

int [] f = <1>
sln = numMoves (و)
الجواب = -1
تأكيد sln == الإجابة: "متوقع:" + إجابة + "فعلي:" + sln
>

عدد الحركات العامة الثابتة (int [] array) <
int startIndex = 0
الفهرس الداخلي = 0


ملاحظة التردد

تتطلب صياغة تحديد التردد بعض الشرح. إنه موجز للغاية ، ولكنه يحتوي على المرونة للتعبير عن كل نوع من الأحداث المتكررة التي يمكن أن أفكر فيها.

صيغة وصف التردد عبارة عن قائمة مفصولة بنقطتين بالتنسيق Y: M: W: D: H: MN: S (والتي تشير إلى السنة والشهر والأسبوع وما إلى ذلك). يمكن استبدال علامة النجمة (وواحدة فقط) اختياريًا بعلامة النجمة ، أو يمكن إضافة علامة النجمة مسبقًا إلى السلسلة. على سبيل المثال ، ما يلي هو جميع أوصاف التردد الصالحة:

لكن ما يلي غير صالح لأنه يحتوي على أكثر من علامة نجمية واحدة:

عندما يتم تضمين علامة النجمة ، فإن الجزء الموجود على يسارها يسمى الفاصل الزمني ، ويشير إلى فاصل زمني تقريبي بين الأحداث المتكررة. على سبيل المثال ، إذا كان الفاصل الزمني للتردد هو:

هذا يعني أن الحدث المتكرر يحدث كل عام وشهرين تقريبًا. الفاصل الزمني تقريبي لأن العناصر الموجودة على يمين علامة النجمة ، بالإضافة إلى أي مُعدِلات مُضمنة في التكرار ، ستؤثر على وقت وقوع الأحداث بالفعل.

إذا لم يتم تضمين أي علامات نجمية ، فسيكون التكرار بأكمله فترة زمنية. على سبيل المثال،

يشير إلى حدث يحدث كل يوم ، 12 ساعة.

شكل الفاصل الزمني بسيط للغاية. وهي عبارة عن أرقام مفصولة بنقطتين فقط. غير مسموح بأحرف أخرى.

يُطلق على جزء التردد الذي يحدث بعد علامة النجمة وقت التكرار (أو rtime) ، ويشير إلى قيمة (أو قيم) محددة لهذا النوع من عنصر الوقت (أي تمامًا كما يظهر في التقويم أو الساعة) . على سبيل المثال ، إذا كان التردد ينتهي بـ rtime:

ثم يقع الحدث المتكرر في الساعة 12:00:00 (ظهرًا).

يمكن إدراج العناصر في rtime كقيم فردية أو نطاقات (رقمان مفصولان بشرطة & quot- & quot) أو قائمة قيم أو نطاقات مفصولة بفواصل. في بعض الحالات ، تكون القيم السالبة مناسبة لقيم الأسبوع أو اليوم. -1 يرمز إلى آخر قيمة ممكنة ، -2 للقيمة الثانية إلى الأخيرة ، إلخ.

إذا تم تضمين قيم متعددة في أكثر من حقل واحد في rtime ، فسيتم استخدام كل مجموعة ممكنة. على سبيل المثال ، إذا كان التردد ينتهي بـ rtime:

سيُقام الحدث في الساعة 12:00 و 12:30 و 13:00 و 13:30.

لا توجد طريقة للتعبير عما يلي بتكرار واحد:

يجب عليك استخدام تكرارين للقيام بذلك.

يمكنك تضمين الأرقام السالبة في النطاقات. على سبيل المثال ، تضمين النطاق -2-1 يعني الانتقال من الثاني إلى الأخير إلى آخر تكرار. يتم دعم القيم السلبية فقط في حقلي الأسبوع واليوم ، وفي بعض الحالات فقط.

يمكنك حتى استخدام نطاق مثل 2-2 (مما يعني الانتقال من الثاني إلى الثاني إلى آخر تكرار). ومع ذلك ، هذا غير محبذ بشدة لأن هذا يؤدي إلى تاريخ ينتج عنه عدد متغير من الأحداث. نتيجة لذلك ، فإن الطريقة الوحيدة لتحديد التاريخ التاسع هي حساب كل تاريخ يبدأ في التاريخ الأساسي. إذا كنت تعلم أن كل تاريخ ينتج بالضبط 4 أحداث متكررة ، يمكنك حساب التاريخ N دون الحاجة إلى تحديد كل تاريخ وسيط.

عند تحديد نطاق ، يجب أن تكون القيمة الأولى أقل من الثانية وإلا فلن يتم إرجاع أي شيء.

عندما تكون عناصر الأسبوع واليوم غير صفرية ويكون اليوم يمين علامة النجمة ، يشير اليوم إلى يوم الأسبوع. توضح الأمثلة التالية هذا النوع من الترددات:

ملاحظة: يشير يوم الأسبوع إلى القيمة الرقمية لكل يوم كما هو محدد في ISO 8601. وبعبارة أخرى ، اليوم الأول هو الاثنين دائمًا ، واليوم السابع هو دائمًا الأحد ، وما إلى ذلك ، بغض النظر عن يوم الأسبوع المحدد في الأسبوع للبدء (باستخدام متغير التكوين FirstDay). لذلك عندما يشير حقل اليوم إلى يوم من الأسبوع ، يجب أن تكون قيمة & # 39 (أو القيم في حالة استخدام نطاق أو قائمة مفصولة بفاصلة) من 1 إلى 7.

عندما يكون عنصر الأسبوع صفرًا ويكون عنصر الشهر غير صفري ويكون عنصر اليوم على يمين علامة النجمة ، تكون قيمة اليوم هي يوم الشهر (يمكن أن تكون من 1 إلى 31 أو من -1 إلى -31 العد من نهاية الشهر).

ملاحظة: إذا كان اليوم المعطى يشير إلى اليوم التاسع والعشرين أو الثلاثين أو الحادي والثلاثين في شهر لا يحتوي على هذا العدد من الأيام ، فسيتم تجاهله. على سبيل المثال ، إذا طلبت اليوم الحادي والثلاثين من كل شهر ، فسيعيد لك التواريخ في يناير ، ومارس ، ومايو ، ويوليو ، وما إلى ذلك. سيتم تجاهل الأشهر التي تقل عن 31 يومًا.

إذا كان كل من عنصري الشهر والأسبوع صفرًا ، وكان عنصر السنة غير صفري ، فإن قيمة اليوم هي يوم السنة (من 1 إلى 365 أو 366 - أو الأرقام السالبة للعد التنازلي من نهاية العام) .

تحديد يوم لا يحدث في تلك السنة يتجاهل بصمت تلك السنة. والنتيجة الوحيدة لذلك هي أن تحديد +366 أو -366 سيتجاهل كل السنوات باستثناء السنوات الكبيسة.

إذا كان عنصر الأسبوع غير صفري وعلى يمين علامة النجمة ، وكان عنصر اليوم صفرًا ، فإن التكرار يشير إلى اليوم الأول من الأسبوع المحدد من الشهر أو الأسبوع من السنة:

على الرغم من أنه يمكن استنتاج معنى كل تكرار تقريبًا من خلال القواعد المذكورة أعلاه ، إلا أن مجموعة من الجداول التي تصف كل مجموعة ممكنة من المعاني Y / M / W / D ، وإعطاء مثال لكل منها مدرج أدناه في القسم & quotLlist OF Y / M / W / D تعريفات التردد ومثل. كما يشرح عددًا صغيرًا من الحالات الخاصة.

ملاحظة: إذا كانت جميع الحقول المتبقية من علامة النجمة تساوي صفرًا ، فسيتم تضمين آخر واحد على أنه 1. وبعبارة أخرى ، فإن ما يلي يكون مكافئًا:

ويمكن اعتباره كل تواجد محتمل لـ rtime.

ملاحظة: عند تطبيق تكرار للحصول على قائمة بالتواريخ التي يحدث فيها حدث متكرر ، يتم إنشاء دلتا من التردد الذي يتم تطبيقه للحصول على التواريخ المشار إليها في الفاصل الزمني. ثم يتم تشغيلها بواسطة rtime والمعدلات للحصول على الأحداث المتكررة بالفعل. ستكون الدلتا دائمًا دقيقة أو تقريبية. لا يوجد دعم لتكرار وضع العمل. ومع ذلك ، مع الاستخدام الدقيق للمُعدِّلات (الموضحة أدناه) ، يمكن تحديد معظم أحداث العمل المتكررة أيضًا.


مراجع

Barros F (1995) مخططات الحوافز كمتغيرات إستراتيجية: تطبيق على احتكار القلة المختلط. Int J Ind Organ 13 (3): 373-386

Beiner S و Schmid M و Wanzenried G (2011) المنافسة في سوق المنتجات والحوافز الإدارية وتقييم الشركات. Eur Financ Manag 17 (2): 331–366

بيسلي تي ، غاتاك إم (2005) المنافسة والحوافز مع وكلاء متحمسين. آم إيكون القس 95 (3): 616-636

Borcherding TE، Pommerehne WW، Schneider F (1982) مقارنة كفاءة الإنتاج الخاص والعام: أدلة من خمسة بلدان. J Econ ملحق 2: 127-156

Bös D (1993) الخصخصة في أوروبا: مقارنة بين المناهج. Oxf Rev Econ Policy 9 (1): 95-111

Boyd CW (1986) الكفاءة النسبية للمؤسسات المملوكة للدولة. في: Negandhi AR (محرر) الشركات متعددة الجنسيات والمؤسسات المملوكة للدولة: تحد جديد في الأعمال التجارية الدولية. البحث في الأعمال التجارية الدولية والعلاقات الدولية ، JAI Press ، غرينتش

Cabral LMB ، Riordan MH (1997) منحنى التعلم ، الافتراس ، مكافحة الاحتكار ، والرفاهية. J Ind Econ XLV (2): 155-170

Coloma G (2006) عمليات الاندماج والاستحواذ في أسواق احتكار القلة المختلطة. Int J Bus Econ 5 (2): 147-159

كورنيو جي ، روب آر (2003) العمل في الشركات العامة والخاصة. J Public Econ 87: 1335–1352

De Fraja G (1993) الكفاءة الإنتاجية في الشركات العامة والخاصة. J Public Econ 50 (1): 15-30

De Fraja G (2009) احتكار القلة المختلط: القديم والجديد. ورقة العمل رقم 09/20 ، سبتمبر. جامعة ليستر ، قسم الاقتصاد

De Fraja G، Delbono F (1989) استراتيجيات بديلة لمؤسسة عامة في احتكار القلة. Oxf Econ Pap 41: 302–311

Dewenter K، Malatesta PH (1997) العروض العامة للشركات المملوكة للدولة والمملوكة للقطاع الخاص: مقارنة دولية. J Finance 52: 1659–79

ديزني آر (2007) الفروق في الأجور بين القطاعين العام والخاص حول العالم: الأساليب والأدلة. ميميو ، جامعة نوتنغهام ومعهد الدراسات المالية

ديزني آر ، جوسلينج أ (2008) تغيير الفروق في أجور القطاع العام في المملكة المتحدة. معهد الدراسات المالية WP08 / 02

اتصال المفوضية الأوروبية (2011) من المفوضية إلى البرلمان الأوروبي والمجلس واللجنة الاقتصادية والاجتماعية الأوروبية بشأن ضريبة القيمة المضافة المستقبلية. نحو نظام ضريبة القيمة المضافة أبسط وأكثر قوة وفعالية مصمم للسوق الموحدة ، بروكسل ، 6.12.2011 ، COM (2011) 851 نهائي

فرشتمان سي (1990) الترابط بين حالة الملكية وهيكل السوق: حالة الخصخصة. إيكونوميكا 57 (227): 219-238

Fershtman C، Judd KL (1987) حوافز التوازن في احتكار القلة. آم إيكون القس 77 (5): 927-940

Florio M (2004) التجريد العظيم. تقييم أثر الخصخصة البريطانية 1979-1997. مطبعة معهد ماساتشوستس للتكنولوجيا ، كامبريدج

فرانسوا بي (2000) تحفيز الخدمة العامة. J Public Econ 78: 275-299

Fudenberg D ، Tirole J (1984) تأثير القط السمين ، حيلة جرو الكلب. Am Econ Rev 74: 361–366

Geroski P (1995) ماذا نعرف عن الدخول؟ Int J Ind Organ 13 (4): 421-440

Goering GE (2007) الاستخدام الاستراتيجي للحوافز الإدارية في شركة غير ربحية ثنائية الاحتكار. Manag Decis Econ 28: 83-91

Grönblom S، Willner J (2008) الخصخصة والتحرير: التكاليف والفوائد في ظل وجود مساومة الأجور. آن التعاونية العامة Econ 79 (1): 133-160

Haskel J، Szymanski S (1992) نظرية المساومة للخصخصة. آن التعاونية العامة Econ 63: 207-28

Herr A (2009) تمايز المنتج والرفاهية في احتكار ثنائي مختلط بأسعار منظمة: حالة مستشفى عام وخاص. ورقة عمل. http://ssrn.com/abstract=1572302

Heywood JS، Ye G (2009) التفويض في احتكار القلة المختلط: حالة الشركات الخاصة المتعددة. Manag Decis Econ 30: 71–82

Hodge GA (2000) الخصخصة. مراجعة دولية للأداء. مطبعة وستفيو ، بولدر

Holmström B، Milgrom P (1991) تحليلات متعددة المهام للوكيل الرئيسي: عقود الحوافز وملكية الأصول وتصميم الوظائف. J Law Econ Organ 7: 24-52

Iordanoglou CH (2001) إعادة النظر في المؤسسة العامة. نظرة فاحصة على سجل إنتاجية العمالة في المملكة المتحدة 1954-1979. إدوارد إلجار ، شلتنهام

Johnston J (1960) تحليل التكلفة الإحصائية. ماكجرو هيل ، نيويورك

Kopel M ، Brand B (2012) الشركات المسؤولة اجتماعياً والاختيار الداخلي للحوافز الاستراتيجية. نموذج اقتصادي 29 (3): 982-989

Lakdawalla D، Philipson T (2006) القطاع غير الربحي وأداء الصناعة. J Public Econ 90: 1681–1698

Mankiw NG، Whinston MD (1986) الدخول المجاني وعدم الكفاءة الاجتماعية. راند ج إيكون 17 (1): 48-58

Martin WH (1959) السياسة العامة والمنافسة المتزايدة في صناعة الأمونيا الاصطناعية. Q J Econ LXXIII (4): 373–392

Martin S (1993) كفاءة الشركة الذاتية في نموذج Cournot الرئيسي والوكيل. نظرية جي إيكون 59 (2): 445-450

Martin S (2004) العولمة والحدود الطبيعية للمنافسة. في: Neumann M، Weigand J (eds) كتيب المنافسة. إدوارد إلجار ، شلتنهام

مارتن س ، باركر د (1997) تأثير الخصخصة. الملكية وأداء الشركات في المملكة المتحدة. روتليدج ، لندن

ماتسومورا تي (1998) الخصخصة الجزئية في الاحتكار الثنائي المختلط. J Public Econ 70: 473-483

Megginson WL، Netter JM (2001) من الدولة إلى السوق: مسح للدراسات التجريبية حول الخصخصة. J Econ Lit XXXIX (2): 321-389

Melly B (2005) فروق الأجور بين القطاعين العام والخاص في ألمانيا: دليل من الانحدار الكمي. إمبير إيكون 30 (2): 505-520

Miettinen T (2000) Poikkeavatko valtionyhtiöt yksityisistä؟ معهد أبحاث الاقتصاد الفنلندي ، أوراق مناقشة رقم 730

Millward R (1982) الأداء المقارن للملكية العامة والخاصة. في: Roll LE (ed) الاقتصاد المختلط. ماكميلان ، لندن

Monsen RJ، Walters KD (1983) الشركات المؤممة: تهديد للأعمال التجارية الأمريكية. ماكجرو هيل ، نيويورك

Nett L (1993) احتكار القلة المختلط مع البضائع المتجانسة. آن التعاونية العامة Econ 64: 367–393

Newbery DM (2006) خصخصة الصناعات الشبكية. In: Köthenbürger M، Sinn H-W، Whalley J (eds) تجارب الخصخصة في الاتحاد الأوروبي ، الفصل 1. MIT Press and CESifo، Cambridge، pp 3–50

Philipson TJ، Posner RA (2009) مكافحة الاحتكار في القطاع غير الربحي. J Law Econ 52: 1-18

Pint EM (1991) التأميم مقابل تنظيم الاحتكارات: آثار الملكية على الكفاءة. J Public Econ 44 (2): 131–164

Raith M (2003) المنافسة والمخاطر والحوافز الإدارية.آم إيكون القس 93: 1425 - 1436

Ramoni-Perazzi J، Bellante D (2006) فروق الأجور بين القطاعين العام والخاص: ما مدى قابلية العمال للمقارنة؟ J Bus Econ Res 4 (5): 3–57

Saha B ، Sensarama R (2008) الدور التوزيعي للحوافز الإدارية في احتكار ثنائي مختلط. إيكون بول 12 (27): 1-10

Sheahan J (1966) المنافسة الحكومية وأداء صناعة السيارات الفرنسية. J Ind Econ الثامن: 197-215

Sklivas SD (1987) الاختيار الاستراتيجي للحوافز الإدارية. راند جي إيكون 18 (3): 452-458

The Guardian (2010) إصلاح الرعاية الصحية في الولايات المتحدة: فشل الخيار العام في لجنة مجلس الشيوخ الرئيسية. الثلاثاء 29.9.2009. http://www.guardian.co.uk/world/2009/sep/29/public-option-senate-healthcare. تم الوصول إليه في 9 مارس 2010

فيكرز جي (1985) تفويض في نظرية الشركة. Econ J 95: 138–147

فيكرز جي ، يارو جي (1988) الخصخصة: تحليل اقتصادي. مطبعة معهد ماساتشوستس للتكنولوجيا ، كامبريدج

Willner J (1994) تعظيم الرفاهية مع متوسط ​​التكاليف الداخلية. Int J Ind Organ 12: 373–386

Willner J (2001) الملكية والكفاءة والتدخل السياسي. Eur J Polit Econ 17 (4): 723-748

Willner J (2006) احتكار القلة المختلط حيث تنجو الشركات الخاصة من تعظيم الرفاهية. J Ind Competit Trade 6: 235-251

Willner J، Grönblom S (2009) تأثير تخفيضات الميزانية والأجور المحفزة على العمل الأكاديمي. Int Rev Appl Econ 23 (6): 673-689

Willner J، Parker D (2007) أداء المؤسسة العامة والخاصة في ظل ظروف الملكية النشطة والسلبية والمنافسة والاحتكار. J Econ 90 (3): 221-253

Xu Z، Birch MH (1999) الأداء الاقتصادي للمؤسسات المملوكة للدولة في الأرجنتين: تقييم تجريبي. Rev Ind Organ 14 (4): 355-375


مراجع:

2. من المفترض أن يعمل نظام معالجة الغاز الاحتياطي (SGTS) عند 4800 ACFM أثناء وقوع الحادث. يعتمد هذا التدفق على ما يلي للمروحة SGT-FN-IAl وينطبق على جميع المراوح: أ. سيكون الوضع الأولي لـ Vortex Damper SGT-AD-lAI مفتوحًا بالكامل بسبب الضغط التفاضلي المنخفض بين الاحتواء الثانوي والهواء الخارجي. ب. بعد بدء تشغيل مروحة SGT ، سوف يخنق مخمد الدوامة حسب الضرورة للحد من التدفق إلى محدد التدفق بقيمة SGT-LMTR-lAl تبلغ 5378 ICFM وللحفاظ على نقطة ضبط الضغط التفاضلي على SGT-DPlC-IAl. المرجع 4. ج. إن 5378 ICFM هو 434 ICFM أقل من الحد التحليلي لـ 5812 ICFM. المرجع 4. د. تطبيق عدم اليقين 434 ICFM على نقطة ضبط المحدد كخفض يحدد التدفق عند 4944 ICFM.

يعتبر تقريب التدفق إلى 4800 ICFM افتراضًا متحفظًا.

ه. يتم تحقيق هامش إضافي باستخدام CFM الفعلي بدلاً من ICFM مع عدم وجود تصحيح لعدم دقة المستشعر. المرجع 5. 3. من المفترض أن مياه الخدمة الاحتياطية (SW) قد توقفت عند بدء وقوع الحادث. من المفترض أن يوفر SW تدفقًا كاملاً لمبردات غرفة ECCS في 300 ثانية بناءً على ما يلي: أ. عند T = 15 ثانية ، يتم تحميل EDG ويبدأ تسلسل بدء SW. المرجع 1. ب. يتم تحديد تسلسل التوقيت لبدء مضخات SW من المرجع 10. هذه القيمة هي 108 ثانية. ج. يُسمح بخمس ثوانٍ لمضخة SW لتطوير ضغط التفريغ البالغ 52 PSIG المطلوب لتشغيل SW-PS-lA / B. يعتمد هذا على الملحق 3 ، المرجع 6. توضح هذه البيانات أنه في غضون 10 ثوانٍ بعد بدء تشغيل مضخة SW ، تتم الإشارة إلى تدفق 300 GPM على الأقل في SW-FIS-15 الموجود عند تفريغ المبادل الحراري DG. مفتاح الضغط SW-PS-IA / B هو مستشعر التحكم لفتح صمام تفريغ المضخة ويجب تشغيله قبل بدء التدفق في المبادل الحراري DG ، وبالتالي فإن افتراض الخمس ثوان هو رقم متحفظ. يعتمد 52 PSIG لـ SW-PS-lA / B على المرجع 7. د. أوقات الضربات لصمامات SW هي قيم Action Hi كما هو مذكور في المرجع 8. هذا الإجراء هو قيمة التوقيت في المرجع 9. قيم Action Hi هي أوقات الشوط التي سيتم بعدها إعلان أن الصمام غير صالح للعمل على الفور. هذه القيمة حاليا 140 ثانية.

ملاحظة: تستند هذه القيمة البالغة 140 ثانية إلى بيانات اختبار الاتجاه ويمكن مراجعتها في المستقبل.

يشتمل وقت فتح SW-V-2A بالكامل وتوفير تدفق SW كامل لهامش 32 ثانية للسماح بأي تغييرات مستقبلية في نقطة ضبط Action Hi. سيؤدي هذا الهامش أيضًا إلى ربط أي اختلافات في الإعدادات في مرحلات التحكم.

ه. يتم إيقاف فتح صمام التفريغ بنسبة 20٪ لمدة 48 ثانية. تعتمد إعدادات مرحلات التحكم المرتبطة ، SW-RLY-V / 2A3 & amp SW-RLY-V / 2A4 ومرحلات التكرار الحلقي B على الاختبار الميداني كما تمت مناقشته في الصفحة C-5 من المرجع 10. كما يشير المرجع 10 هناك لا توجد قيم مسموح بها على هذه المرحلات.

رقم الصفحة تابع في الصفحة ENRY3.4 4.0 NORTHWEST People.Vislon * Solutions طريقة حساب الحساب رقم الحساب NE-02-01-05 مُعد بواسطة / التاريخ: D. a 07-406-4 تم التحقق بواسطة / التاريخ: I Re - سيون رقم 0 91.1 REV BAR.

4. من المفترض أن تكون درجة الحرارة الأولية لمبنى المفاعل 750 درجة فهرنهايت. تم اشتقاق درجة الحرارة هذه من خلال أخذ تسجيلات النهار والليل لدرجة الحرارة في مبنى المفاعل من جولات المشغل OPS2 في 5 يناير 2004. تم حساب متوسط ​​هذه القيم للحصول على درجة حرارة المبنى الإجمالية. كان هذا هو أبرد يوم في الشهر حيث تتراوح درجات الحرارة الخارجية المحلية / الإقليمية بين 11 و 14 درجة تحت الصفر. هذا أقل بكثير من قيمة 5٪ البالغة 28 0F ، المرجع 1.12 ، الملحق E ، المستخدم في التحليل. 5. يفترض تحليل السحب الثانوي للاحتواء ، الملحق هـ ، أن نظام SGT سيعمل في غضون 120 ثانية. تم تطوير هذا الوقت في المراجع 17 و 18 من هذا الحساب.

رقم الصفحة تابع في صفحة ENERGY 4.0 4.1

) NORTHWEST People- Vislon * 6olutIons SkETCHES رقم الحساب NE-02-01-05 تم إعداده بواسطة I التاريخ: D. aIen 04 تم التحقق منه بواسطة / التاريخ: مراجعة Vvlay رقم 0 (I / REV BAR.

UpperLeakageLocabonEl 687 التزود بالوقودالعقدة الأرضية أو البحر Imon El 57sh5ft العقدة الداخلية الرئيسية P.

LowLeakageLocalonEl 489 قدم PRapRoomNode الشكل 1

YNORTHWEST People -Vision Solutions رقم الحساب NE-02-01-05 P d D Verii-e ale / L مُعد بواسطة / التاريخ: D. f-'Iffie4 2Z تم التحقق منه بواسطة / التاريخ: LS Woo0sley eiin 1/4 No. 1 REV BAR.

-4 vOL hC-f5006A '7t 0 ، i COY edraC trk / 51C L؟ 40w CS

t ENERGY Page No. تابع في الصفحة ENORTHWEST MANUAL CALCULATION 5.0 People * Vislon- Solutions رقم الحساب NE-02-01-05 مُعد بواسطة J ') في: K ey 07-06-04 تم التحقق منه بواسطة / التاريخ: / المراجعة رقم 0 REV BAR.

تشير بيانات الاختبار الخاصة بالتسرب إلى الاحتواء الثانوي ، المرجع 1.20 من الملحق هـ ، إلى أن غالبية التسرب يقع في الموقع العلوي ، الشكل 1. يتكون هذا الموقع من آلاف الأقدام من التراكب بين الصفائح المعدنية للقسم العلوي من حجم أرضية التزود بالوقود. تشير مراجعة البيانات إلى أن التسرب من هذه المنطقة لا يقل عن 90٪ من إجمالي التسرب. ومع ذلك ، فإن D / P أعلى في موقع التسرب السفلي ، وهو باب حجرة السكة الحديد ، الشكل 1. وبسبب هذه الحالة ، يتم تعديل التسرب بشكل متحفظ لزيادة التسرب في الموقع السفلي (أعلى D / P). تم إجراء سلسلة من دراسات الحساسية لتحديد تأثير تغيير التسرب بين الموقعين. تم تحديد أن التقسيم العلوي 70٪ / 30 & # 160٪ السفلي هو حالة تحفظية مقبولة.

يتحقق إجراء المصنع TSP-RB-B501 من أن التسرب يقع ضمن حدود المواصفات الفنية لكي تكون مروحة SGT في الخدمة وللتحقق من معدل التسرب. يحتوي الاحتواء الثانوي على حد تسرب واحد فقط يبلغ 2430 CFM. لمناقشة أساس قيمة التسرب ، انظر الصفحة 34 من الملحق هـ. لا يمثل انقسام التسرب مصدر قلق أثناء التشغيل والاختبار طالما أن التسرب الكلي ضمن المواصفات.

يستمر تحليل السحب الثانوي للاحتواء هذا لمدة 30 يومًا كما هو مطلوب في RG 1.183 ، المرجع 13 ، الجدول 6. حدد تقييم نتائج الملحق E أن درجات الحرارة في مبنى المفاعل لا تصل إلى حالة مستقرة قبل النهاية من المدة المطلوبة. للتحقق من وصول النموذج إلى درجة حرارة ثابتة أو متناقصة في الاحتواء الثانوي ، تم تمديد طول التحليل لإظهار نقطة الاستقرار. تعود المدة الأطول لزيادة درجة الحرارة جزئيًا إلى درجة الحرارة المحافظة المفترضة في بئر الاحتواء الأولي الرطب.

خلفية

كان النهج المستخدم في هذا الحساب هو أن تقوم Enercon Services، Inc بتطوير نموذج GOTHIC استنادًا إلى النماذج السابقة التي طورتها شركة Energy Northwest. بدأ تطوير النموذج بالافتراضات والإطار المستخدم في الحساب NE-02-94-19 ، المرجع 16. ثم تم تبسيط هذا النموذج من تمثيل متعدد العقدة للاحتواء الثانوي إلى نموذج عقدة واحدة. تم استخدام هذا النموذج لإجراء دراسات حساسية مختلفة ولتطوير نموذج العقد الثلاثية. تم استخدام نموذج العقد الثلاث لإجراء دراسات حساسية إضافية ولإقامة واختبار الافتراضات.

يوضح الشكل 2 نموذج GOTHIC للعقد الثلاثة المستخدم لإجراء التحليل. تم توثيق الافتراضات النهائية ومعلمات الإدخال في QA INPUTSRlOa.doc. تم دمج المعلومات الواردة في QA INPUTSRlOa.doc في جسم حساب Enercon WS129-CALC-O01. أجرت كل من Enercon Services، Inc و Energy Northwest دراسات حالة. تم توثيق حالات اختبار Enercon في الملحق D و E و 1. تم توثيق حالات اختبار Energy Northwest في الملحق G من هذا الحساب. يتم استخدام تكوين نموذج GOTHIC ، الشكل 2 في الصفحة 4.1 ، لجميع حالات اختبار Energy Northwest باستثناء حالات اختبار دوران أرضية التزود بالوقود حيث تتم إضافة مسارات تدفق إضافية إلى الأرضية. يتم تضمين نتائج تلك الدراسات في هذا الحساب.

C-1R4 33PI No. WSIZ9-PR-02 C9 z تقرير المشروع b ورقة الغلاف REV. 1 ENERCON SERVICES، INC.

_ رقم الصفحة. 1 من 44 تقرير مشروع لـ

. حساسية تحليل السحب على المدى الطويل عند النمذجة موقع سخان SGTS مراجعة مستقلة مطلوبة: نعم إعداد: Paul N Hansen تاريخ: 7/28'10 تمت المراجعة بواسطة: NA التاريخ:

راجع المراجع: Bivins Calhoun MH التاريخ: 24 f مراجع مستقل معتمد من قبل: Ralph Schwar bekk2، t: 9j / 7 Project Manager أو Des gnee

لا. تقرير مشروع WS129-PR-02

__ _ _رقم الصفحة. 2 من 44 تقرير مراجعة حالة المشروع مراجعة تاريخ الوصف وصف 0 6 سبتمبر 2004 الإصدار الأولي 28 سبتمبر 2004 صفحة المراجعة المراجعة الحالة رقم الصفحة. مراجعة الصفحة رقم. مراجعة الكل 1 الملحق المراجعة الحالة الملحق رقم. رقم الصفحة. مراجعة رقم. ملحق رقم. رقم الصفحة. مراجعة لا الكل 1

لا. WS129-PR-02 E تقرير مشروع المقر I REV. 1 ENERCON SERVICES، INC.


Prevalência em toda a vida، Distribuição por idade e sexo e idade de início de transtornos psiquiátricos na área metropolitana de São Paulo، Brasil: resultados do Estudo Epidemiológico de Transtornos Mentais São Paulo Megacity

الأهداف: لتقدير الانتشار ، عمر البداية ، التوزيع الجنساني وتحديد العلاقات المترابطة الاضطرابات النفسية مدى الحياة في منطقة ساو باولو الحضرية (SPMA). الأساليب: ساو قيم مسح باولو للصحة العقلية في مدينة باولو الاضطرابات النفسية على عينة احتمالية من 5،037 من البالغين المقيمين في SPMA ، باستخدام نسخة مسح الصحة العقلية العالمية للمركب مقابلة تشخيصية دولية. بلغ معدل الاستجابة 81.3٪. نتائج: انتشار مدى الحياة ل

أي اضطراب كان 44.8 ٪ من المخاطر المقدرة في سن 75 كانت 57.7 ٪ من المراضة المشتركة كانت متكررة. كان الاكتئاب الشديد ، والرهاب النوعي ، وتعاطي الكحول هي الأكثر انتشارًا عبر الاضطرابات ، وكانت اضطرابات القلق هي الأكثر شيوعًا. وقد لوحظت بداية سن مبكرة لاضطرابات الرهاب والسيطرة على الانفعالات والعمر المتأخر للظهور لاضطرابات المزاج. كانت النساء أكثر عرضة للقلق واضطرابات المزاج ، في حين أن الرجال يعانون من اضطرابات تعاطي المخدرات. بصرف النظر عن اضطرابات السلوك ، الأكثر شيوعًا عند الرجال ، لم تكن هناك فروق بين الجنسين في اضطرابات السيطرة على الانفعالات. كان هناك اتجاه ثابت لانتشار أعلى في الأفواج الأصغر سنا. مستوى تعليمي منخفض كان مرتبطًا باضطرابات تعاطي المخدرات. الاستنتاجات: الاضطرابات النفسية منتشرة بشكل كبير

بين عامة السكان البالغين في SPMA ، مع الاعتلال المشترك المتكرر ، والعمر المبكر للظهور لمعظم الاضطرابات ، والأفواج الأصغر سنا تظهر معدلات أعلى من المراضة. يتطلب مثل هذا السيناريو إجراءات قوية للصحة العامة.

الانتشار مدى الحياة والعمر وتوزيع الجنس و

سن بداية الاضطرابات النفسية في منطقة ساو باولو الحضرية ،

البرازيل: النتائج من

مسح الصحة العقلية في مدينة ساو باولو الكبرى

ماريا كارمن فيانا

لورا هيلينا أندرادي

1 قسم الطب الاجتماعي وبرنامج الدراسات العليا في الصحة العامة ، مركز العلوم الصحية ،

Universidade Federal do Espírito Santo، Vitória، Brazil

2 قسم علم الأوبئة النفسية - LIM-23 ، قسم ومعهد الطب النفسي ،

Faculdade de Medicina ، جامعة ساو باولو ، ساو باولو ، البرازيل تم استلامها في 4 مارس 2011 وتم قبولها في 27 مارس 2012

مسح الصحة العقلية في مدينة ساو باولو الكبرى ، مسوح الصحة العقلية العالمية ، علم الأوبئة النفسية ، الدراسات القائمة على السكان ، المسوح المقطعية ، البلدان النامية. المقالة الأصلية

المؤلف المراسل: ماريا كارمن فيانا ، دكتوراه في الطب ، دكتوراه. Departamento de Medicina Social، Centro de Ciências da Saúde، Universidade Federal do Espírito Santo. Av. ماريشال كامبوس 1468 فيتوريا / إيس - البرازيل. CEP 29043-900. البريد الإلكتروني: [email protected]

1516-4446 - © 2012 Elsevier Editora Ltda. كل الحقوق محفوظة. دوى: 10.1016 / j.rbp.2012.03.001

Prevalência em toda a vida، Distribuição por idade e sexo e idade de início de transtornos psiquiátricos na área metropolitana de São Paulo، Brasil: Resultados do

Estudo Epidemiológico de Transtornos Mentais ساو باولو الكبرى استئناف

الأهداف: معدل انتشار ، معلومات ، توزيع من أجل الجنس والعرق وتحديد المواقع correlacionados à morbidade psiquiátrica na Região Metropolitana de São Paulo (RMSP). ميتودوس: O Estudo Epidemiológico de Transtornos Mentais ساو باولو الضخمة avaliou transtornos psiquiátricos em uma amostra probabilística composta por 5.037 adultos (18+) المقيمون في RMSP، utilizando o المقابلة التشخيصية الدولية المركبة ، بالعكس المسح العالمي للصحة العقلية. تصنيف عالمي de resposta foi de 81.3٪. النتائج: انتشار عقلي منتشر

da vida foi de 44،8٪ e o risco Estimado aos 75 anos de idade foi de 57،7٪ comorbidade ocorreu com Frequência. Depressão maior ، fobias específicas e abuso de álcool foram os transtornos mais spreadentes transtornos de ansiedade foi a classe de transtornos mais Frequente. Fobias específicas e transtornos do contole de impulsos tiveram idade de início precoce، enquanto transtornos do humor tiveram início mais tardiamente. Mulheres apresentaram maior risco para transtornos do humor e de ansiedade، e homens para transtornos decorrentes do uso de álcool e drogas. Com exceção de transtornos da conduta، que foram mais earlyes em homens، não se Observou diferenças de gênero na Distribuição de transtornos do contole de impulso. احرص على أن تكون متسقة مع مختلف أنواع الطرق في مايورز تاكسيات دي مورباديدي ناس كوورتيس ميس جوفنز. Baixa escolaridade mostrou-se Associada a transtornos decorrentes do uso دي ألكول دروغاس. Conclusão: Transtornos psiquiátricos na população geral adulta da RMSP são altamente spreadentes، comorbidade Frequente، idade de início precoce na maior parte dos transtornos avaliados، e taxas mais elevadas nas coortes mais jovens. Tal cenário suscita ações vigorosas de saúde pública.

Estudo Epidemiológico de Saúde Mental مدينة ساو باولو الكبرى Pesquisa Mundial de Saúde العقلية الوبائية psiquiátrica Estudos de base populacional Estudos transversais Países em desenvolvimento.

مقدمة

في محاولة للحصول على معلومات أكثر دقة عن وبائيات الاضطرابات النفسية في الثقافات المختلفة ، أطلقت منظمة الصحة العالمية استطلاعات الصحة العقلية العالمية (WMH)

المبادرة ، 1 مع أكثر من 30 دولة مشاركة ، باستخدام

نسخة موسعة وموسعة من منظمة الصحة العالمية المركبة

مقابلة التشخيص الدولية (WMH-CIDI) ،2 مرتكز على

معايير التشخيص من التصنيف الدولي لـ

الأمراض والإصابات 10 المراجعة (ICD-10)3 والتشخيص

والدليل الإحصائي للاضطرابات النفسية 4 الإصدار

(DSM-IV) 4 تستند هذه المخطوطة إلى مدينة ساو باولو الكبرى

مسح الصحة العقلية (SPMHS) ، 5 بالاشتراك

مع مبادرة استطلاعات WMH ، 5 التي قيمت الجنرال

السكان الذين يعيشون في منطقة ساو باولو الحضرية (SPMA). حتى الآن ، تم إجراء عدد قليل من الدراسات الاستقصائية القائمة على السكان لتقييم المراضة النفسية في المجتمع في البرازيل. في أوائل التسعينيات ، أُجريت الدراسة البرازيلية متعددة المراكز للمرض النفسي في ثلاث مدن ، باستخدام اختبارات الفحص في استطلاعات على مرحلتين ، أبلغت عن معدلات انتشار مدى الحياة بلغت 31٪ في ساو باولو ، و 42.5٪ في بورتو أليغري ، و 50.5٪ في

برازيليا 6،7 استخدمت دراستان لاحقتان تشخيصًا منظمًا بالكامل

المقابلات (CIDI-1.1) ، مما أسفر عن تشخيص DSM-III-R و ICD-10.

دراسة منطقة مستجمعات المياه الوبائية في ساو باولو (ECA)8,9

1464 من سكان منطقتين في مدينة ساو باولو مدى الحياة ومعدل انتشار لمدة 12 شهرًا لاضطراب واحد على الأقل كانت 33.1٪ و 18.5٪ على التوالي. الصحة بامبو و قيمت دراسة الشيخوخة 1،041 بالغًا يعيشون في بلدة صغيرة في ميناس

جيرايس.10-12 مدى انتشار الاكتئاب الشديد والاكتئاب الاجتماعي مدى الحياة

كان الرهاب 12.8٪ (17.0٪ بين الإناث و 7.3٪ بين الذكور)

11.8٪ (إناث 13.0٪ ذكور 10.0٪) على التوالي. استخدمت هذه الدراسات إجراءات صارمة لأخذ العينات. ومع ذلك ، لم تكن النتائج قابلة للتعميم على نسب أكبر من عامة السكان ، حيث اقتصرت دراسة اللجنة الاقتصادية لأفريقيا على الأحياء الاجتماعية الاقتصادية المتوسطة والعليا ، وشمل مسح بامبوي فقط تقييم الاكتئاب والرهاب الاجتماعي بين سكان بلدة صغيرة في مناطق قروية.

تم تصميم SPMHS لمعالجة هذه القيود وسد الثغرات في المعرفة المتعلقة بوبائيات الاضطرابات النفسية في عموم السكان البرازيليين ، وإنتاج معلومات يمكن مقارنتها بمناطق أخرى من العالم. في هذا التقرير ، نقدم تقديرات الانتشار مدى الحياة ، والمخاطر المتوقعة على مدى الحياة ، والتفاوتات العمرية (AOO) ، والتباين بين المجموعات ، والارتباطات الاجتماعية الديموغرافية لمجموعة واسعة من اضطرابات DSM-IV للمقيمين البالغين في ساو باولو منطقة العاصمة (SPMA) ، أكبر منطقة حضرية في أمريكا الجنوبية. يتكون SPMA من 39 بلدية وهي من بين أكثر خمس مناطق اكتظاظًا بالسكان في العالم ، ويبلغ عدد سكانها 19.7 مليون نسمة.اجتذب تركيز الأنشطة الاقتصادية عددًا كبيرًا من المهاجرين من جميع المناطق البرازيلية في العقود الماضية ، مما أدى إلى تدهور جودة الحياة بشكل عام ، وزيادة التفاوت الاجتماعي والاقتصادي في المنطقة.

أساليب

نظرة عامة على الدراسة

كما هو موضح بمزيد من التفصيل في مكان آخر ، 5 SPMHS هو

الدراسة الوبائية المقطعية المستعرضة المستندة إلى السكان للمراضة النفسية الأذينية ، وتقييم عينة احتمالية من الأسرة

المقيمين في SPMA الذين تبلغ أعمارهم 18 عامًا فأكثر. تم اختيار المستجيبين من عينة احتمالية طبقية متعددة المراحل متفرقة من الأسر ، تغطي جميع البلديات الـ 39 ، دون استبدال. تم جمع البيانات بين مايو / 2005 وأبريل / 2007 من قبل المحاورين العاديين المدربين ، باستخدام النسخة الورقية والقلم الرصاص من WMH-CIDI ، والتي تتكون من أقسام إكلينيكية وغير إكلينيكية ، مرتبة في الجزء الأول والجزء الثاني. تم تقييم الاضطرابات الأساسية (القلق والمزاج والسيطرة على الانفعالات واضطرابات تعاطي المخدرات) وعوامل الخطر الاجتماعية والديموغرافية في جميع المستجيبين (عينة الجزء الأول). تم تطبيق وحدات WMH-CIDI غير الأساسية وكذلك الأقسام غير السريرية في عينة فرعية مكونة من جميع حالات الاضطرابات الأساسية وعينة عشوائية بنسبة 25 ٪ من غير الحالات (عينة الجزء الثاني). تلقى ما مجموعه 5037 فردًا WMH-CIDI الجزء الأول و 2942 حصلوا أيضًا على الجزء الثاني. بلغ معدل الاستجابة العالمية 81.3٪.

تمت الموافقة على الدراسة من قبل اللجنة الأخلاقية والبحثية ، كلية الطب / جامعة ساو باولو.

التقييم التشخيصي

استندت التشخيصات النفسية إلى WMH-CIDI ، 2 بشكل كامل

مقابلة تشخيصية منظمة. نسخة الورق والقلم الرصاص

(PAPI) تمت ترجمته وتكييفه إلى البرتغالية البرازيلية ، 13

باتباع الإرشادات الدولية ، ويتم إجراؤها في المقابلات المنزلية وجهًا لوجه من قبل مشاهدين غير سريريين مدربين. تم استخدام معايير التشخيص DSM-IV وتشمل التشخيصات اضطرابات القلق [الذعر ، رهاب الخلاء ، الرهاب المحدد ، الرهاب الاجتماعي ، القلق العام (GAD) ، الإجهاد اللاحق للصدمة (PTSD) ، الوسواس القهري (OCD) ، وقلق الانفصال] ، المزاج الاضطرابات [الاكتئاب الرئيسي (MDD) ، الاكتئاب ، الاضطراب ثنائي القطب الأول والثاني] ، اضطرابات السيطرة على الانفعالات [الانفجارات المتقطعة ، المقاومة للمعارضة (ODD) ، السلوك (CD) ، نقص الانتباه / فرط النشاط (ADHD)] ، وتعاطي المخدرات الاضطرابات (تعاطي الكحول والمخدرات والاعتماد عليها). تم تقييم اضطراب ما بعد الصدمة والوسواس القهري في الجزء الثاني من جميع الاضطرابات الأخرى في الجزء الأول. تم استخدام قواعد الاستبعاد العضوي للتأكد من جميع التشخيصات ، واستخدمت قواعد التسلسل الهرمي للاضطراب الكبدي ، والاكتئاب ، و GAD ، و ODD. تم الحصول على معلومات بأثر رجعي عن AOO لجميع الاضطرابات باستخدام سلسلة من الأسئلة المصممة لتجنب تحيز الاسترجاع أو الإجابات خارج النطاق.

الارتباطات الاجتماعية الديموغرافية

تضمنت ارتباطات المراضة النفسية التي تم تقييمها ما يلي: 1) مجموعة محددة حسب العمر في المقابلة 18-34 ، 35-49 ، 50-64 ، أو 65+ سنة 2) الجنس كإناث أو ذكر 3) تم تعريف التعليم وفقًا للنظام المدرسي البرازيلي ، مصنفة كـ "0-4 سنوات من التعليم" (ما يعادل: لا شيء - أقل من نصف المدرسة الابتدائية) ، "5-8 سنوات" (أكثر من نصف المدرسة الابتدائية - المدرسة الابتدائية كاملة) ، "9-11 سنة" (بعضها مرتفع المدرسة - إكمال المدرسة الثانوية) ، أو "أكثر من 12 عامًا من التعليم" (كلية أو جامعة - كلية أو جامعة كاملة). نظرًا لأنه يختلف باختلاف الوقت / العمر ، فقد تم أيضًا ترميز التعليم كمتنبئ متغير بمرور الوقت من خلال افتراض تاريخ تعليمي منظم ، مع 8 سنوات من التعليم تقابل كونك طالبًا حتى سن 14 عامًا استندت فترات أخرى إلى هذه النقطة المرجعية.

تحليل احصائي

تم تطبيق أوزان لضبط الاختلافات في احتمالية الاختيار ، وعدم الاستجابة التفاضلية ، وبعد التقسيم الطبقي للعينة النهائية لتقريب عام 2000 من السكان

التعداد السكاني بشأن توزيع الجنس والعمر ، 14 التي كانت

تنطبق على البيانات من عينة الجزء الأول. تم استخدام وزن إضافي تم تعديله لاختيار الجزء الثاني - حالات أخذ العينات الزائدة - لتحليل بيانات الجزء الثاني. تم وصف إجراءات الترجيح في

مزيد من التفاصيل في مكان آخر .5 تم تقدير انتشار مدى الحياة

كنسبة من المستجيبين الذين استوفوا معايير تشخيص DSM-IV لاضطراب معين حتى سنهم في المقابلة. تم تقدير AOO ومخاطر العمر المتوقعة اعتبارًا من عمر 75 عامًا (PLR) باستخدام الطريقة الاكتوارية المكونة من جزأين

الواردة في SAS15 الإصدار 8.2.12 ، بافتراض ثابت

الخطر المشروط للظهور خلال سنة معينة من العمر عبر الأفواج العمرية. تم فحص المتنبئين الاجتماعيين الديموغرافيين باستخدام تحليل بقاء الوقت المنفصل مع سنوات الشخص كوحدة

تحليل 16 المتغيرات الاجتماعية الديموغرافية التي تتغير بمرور الوقت

(التحصيل التعليمي) تم التعامل معها على أنها مؤشرات متغيرة بمرور الوقت. تم تقييم التغييرات في تأثيرات المتنبئين عبر المجموعة من خلال تضمين التفاعلات بين المتنبئين والفوج. تم تقدير الأخطاء المعيارية لتقديرات الانتشار ومعاملات البقاء باستخدام خطية سلسلة تايلور

الطريقة 17 باستخدام تحليل بيانات المسح (السودان)18 البرمجيات.

تم إجراء اختبارات الأهمية متعددة المتغيرات باستخدام Wald c2 الاختبارات

مصفوفات التباين المشترك القائمة على تصميم سلسلة us-ing Taylor. تم تقدير الأخطاء المعيارية لمخاطر العمر باستخدام

أسلوب النسخ المتكرر للرافعة 19 في SAS. جميع النتائج

على العينة الإجمالية (الجزء 1 ن = 5037 مستجيبًا) باستثناء الوسواس القهري واضطراب ما بعد الصدمة كما هو مذكور في الحواشي السفلية للجداول المقابلة - حيث تم تحليل عينة الجزء 2 (العدد = 2942). كانت جميع الاختبارات ثنائية الجانب مع ضبط دلالة عند 5٪.

نتائج

الانتشار مدى الحياة: توزيعات العمر والجنس

كان الانتشار العالمي لاضطراب عمر واحد على الأقل في DSM-IV (الجدول 1) 44.8٪ (SE 1.4) ، في حين أن 23.2٪ (SE 0.9) من المستجيبين لديهم اضطرابان أو أكثر مدى الحياة و 13.4٪ (SE 0.7) لديهم ثلاثة او اكثر. كانت الاضطرابات الحياتية الأكثر انتشارًا هي الاضطراب الاكتئابي الرئيسي (16.9٪) والرهاب النوعي (12.4٪) وتعاطي الكحول (9.8٪). كانت اضطرابات القلق أكثر فئات الاضطرابات انتشارًا (28.1٪) ، تليها اضطرابات المزاج (19.1٪) ، واضطرابات تعاطي المخدرات (11.0٪) واضطرابات السيطرة على الانفعالات (8.4٪). بالنسبة لمعظم الاضطرابات ، تفاوتت معدلات الانتشار بشكل كبير مع العمر ، بشكل عام مع زيادة مطردة من الفئات العمرية الأصغر وانخفاض في المجموعة الأكبر سنًا (65+). لم يلاحظ أي اختلاف في العمر فيما يتعلق برهاب الخلاء ، واضطراب ما بعد الصدمة ، واضطراب العناد الشارد ، والاكتئاب وتعاطي الكحول.

بشكل عام ، كانت معدلات الانتشار أعلى بين النساء مقارنة بالرجال (51.5٪ مقابل 37.3٪ OR = 1.8 ، 95٪ CI 1.4-2.2) (الجدول 1). كانت النساء أكثر عرضة للإصابة باضطرابات القلق والمزاج أكثر من الرجال ، حيث كانت نسب الأرجحية حوالي 3 لاضطراب ما بعد الصدمة ، ورهاب الخلاء ، والذعر ، والاكتئاب. في المقابل ، كان الرجال أكثر عرضة للإصابة باضطرابات تعاطي المخدرات من النساء (18.0٪ مقابل 4.7٪ OR = 4.4 ، 95٪ CI 3.3-5.8) ، مع نسب رجحان أعلى بكثير (تعاطي الكحول 4.7 الاعتماد على الكحول 6.0 تعاطي المخدرات 2.9 الاعتماد على المخدرات 2.5). لم يلاحظ أي فروق بين الجنسين لاضطرابات السيطرة على الانفعالات ، باستثناء اضطرابات السلوك ، والتي كانت أكثر تواتراً عند الرجال (نسبة الأرجحية = 2.9 95٪ CI 1.8-4.5).

عمر الظهور (AOO)

تم توحيد توزيعات تقديرات مخاطر العمر التراكمية وفحصها لنسب مئوية مختارة (الجدول 2).

الجدول 1 معدل الانتشار مدى الحياة لاضطرابات DSM-VI WMH-CIDI في العينة الإجمالية لمسح ساو باولو عن المدن الكبرى ، حسب العمر والجنس

الفئة العمرية جنس

مجموع 18-34 35-49 50-64 65+

ج2# ذكر أنثى أو (95٪ CI) % SE % SE % SE % SE % SE % SE % SE

اضطراب الهلع 1.7 0.2 1.1 0.2 2.5 0.5 2.2 0.7 1.0 0.6 12.3 § 0.9 0.18 2.5 0.38 2.9 (1.7- 5.0) & أمبير

اضطراب القلق المعمم 3.7 0.3 2.5 0.5 4.8 0.5 4.1 0.7 4.5 1.6 8.9 2.6 0.34 4.6 0.37 1.8 (1.3-2.4) & amp

الرهاب الاجتماعي 5.6 0.4 6.5 0.6 5.2 0.6 5.2 0.7 2.0 0.4 58.5 § § 4.2 0.53 6.7 0.58 1.6 (1.2-2.3) & أمبير

الرهاب المحدد 12.4 0.6 10.2 0.9 14.6 1.1 16.3 1.2 8.9 1.3 34.9 § § 7.9 0.85 16.5 0.73 2.3 (1.8-2.9) & أمبير

رهاب الخلاء بدون ذعر 2.5 0.3 2.6 0.6 2.4 0.4 2.6 0.5 2.4 0.9 0.1 1.3 0.42 3.6 0.53 2.9 (1.4-6.1) & amp

اضطراب ما بعد الصدمة * 3.2 0.2 2.9 0.5 3.3 0.4 4.0 0.9 2.5 1.1 1.1 1.6 0.42 4.6 0.40 3.0 (1.6-5.7) & amp

اضطراب الوسواس القهري * 6.7 0.5 7.3 0.9 6.7 1.1 7.6 1.0 2.4 0.8 78.8 § § 5.8 0.58 7.6 0.83 1.3 (0.98-1.8)

اضطراب قلق الانفصال 7.7 0.4 8.6 0.6 8.2 0.9 6.8 1.0 2.7 0.9 34.6 §§ 6.7 0.55 8.6 0.57 1.3 (1.04-1.6) & أمبير

أي اضطراب قلق ** 28.1 0.9 27.5 1.5 27.8 1.8 35.0 4.4 19.8 2.5 11.8 § 19.5 1.29 35.8 1.45 2.3 (1.9-2.8) & أمبير

اضطراب اكتئابي كبير 16.9 0.9 16.2 1.2 19.0 1.3 17.2 1.2 11.8 2.2 11.1 § 10.0 0.67 23.0 1.31 2.7 (2.3-3.1) & أمبير

عسر المزاج 1.6 0.3 1.6 0.3 1.7 0.4 0.8 0.3 2.9 1.2 8.0 0.9 0.34 2.2 0.44 2.5 (1.5-5.3) & amp

الاضطراب ثنائي القطب (الأول والثاني) 2.1 0.2 2.4 0.4 2.6 0.4 1.3 0.5 0.8 0.5 11.3 § 2.2 0.40 2.1 0.28 0.96 (0.6-1.5)

أي اضطراب مزاج 19.1 0.8 18.6 1.4 21.7 1.1 18.5 1.2 12.8 2.3 16.4 § § 12.3 0.82 25.2 1.25 2.4 (2.0-2.9) & أمبير

اضطرابات السيطرة على الانفعالات

اضطراب التحدي المعارض 1.4 0.2 1.9 0.4 1.0 0.3 1.2 0.4 0.5 0.3 6.4 1.4 0.30 1.5 0.26 1.2 (0.7-1.9) اضطراب السلوك 2.1 0.2 2.8 0.5 1.8 0.3 0.9 0.4 1.3 0.9 19.0 §§ 3.2 0.43 1.1 0.20 0.4 (0.2-0.5) & أمبير

اضطراب نقص الانتباه / فرط النشاط 1.7 0.2 2.2 0.4 1.5 0.4 1.5 0.5 0.3 0.3 12.7 § 1.9 0.28 1.5 0.29 0.8 (0.5-1.3)

الاضطراب التفجيري المتقطع 4.9 0.3 6.5 0.7 4.0 0.6 2.5 0.5 4.2 1.9 22.2 §§ 4.7 0.49 5.1 0.51 1.1 (0.8-1.6)

أي اضطراب التحكم في الانفعالات 8.4 0.4 11.1 0.7 6.8 0.7 4.9 0.8 6.0 2.1 44.6 §§ 8.9 0.51 7.9 0.76 0.9 (0.7-1.2)

اضطرابات استخدام المواد المخدرة

تعاطي الكحول 9.8 0.6 9.2 1.0 11.9 1.1 8.4 1.1 7.9 1.9 7.8 16.4 1.12 4.0 0.51 0.2 (0.2-0.3) & amp

الاعتماد على الكحول 3.3 0.3 2.4 0.5 4.6 0.6 3.7 0.8 2.1 0.6 12.3 § 5.8 0.69 1.0 0.15 0.2 (0.1-0.2) & أمبير

تعاطي المخدرات 2.9 0.4 4.1 0.6 3.0 0.6 0.8 0.3 0.0 0.0 72.7 § § 4.4 0.62 1.6 0.34 0.3 (0.2-0.6) & أمبير

الاعتماد على المخدرات 1.4 0.3 1.8 0.5 1.7 0.4 0.2 0.1 0.0 0.0 27.3 § § 2.0 0.47 0.8 0.22 0.4 (0.2-0.7) & أمبير

أي اضطراب في استخدام المواد المخدرة 11.0 0.6 11.1 1.1 12.8 1.2 8.5 1.1 7.9 1.9 9.3 § 18.0 1.11 4.7 0.58 0.2 (0.2-0.3) & أمبير

أي اضطراب ** 44.8 1.4 44.4 2.1 46.3 2.4 48.8 4.8 33.1 3.0 16.0 § § 37.3 2.08 51.5 1.83 1.8 (1.4-2.2) & أمبير

اضطرابان أو أكثر ** 23.2 0.9 23.6 1.5 24.1 1.8 23.7 2.5 16.8 2.6 11.1 § 20.3 1.56 25.8 1.24 1.4 (1.1-1.7) & أمبير

ثلاثة اضطرابات أو أكثر ** 13.4 0.7 14.0 1.3 15.0 1.2 12.2 1.2 6.2 1.5 31.3 § § 12.7 1.17 14.0 1.02 1.1 (0.8-1.5)

الاختصارات: WMH-CIDI ، نسخة مسح الصحة العقلية العالمية للمقابلة التشخيصية الدولية المركبة SE ، خطأ قياسي. حجم عينة الجزء الأول = 5037 حجم عينة الجزء الثاني = 2942.

* اضطراب الجزء الثاني والمقدر في عينة الجزء الثاني.

** يشمل اضطرابات الجزء الأول والجزء الثاني. تم تحليل هذه التدابير الموجزة في عينة الجزء الثاني الكاملة (N = 2942).

§ فارق كبير في السن (ص 0.05) §§ فارق كبير في السن (ص 0.01).

# ال ج2 يقيم الاختبار الأهمية الإحصائية للاختلافات المرتبطة بالعمر في معدل الانتشار المقدر df = 3 لجميع الاضطرابات. & أمبيراختلاف كبير بين الجنسين (p 0.05).

كان في وقت سابق لاضطرابات القلق (سن 13) واضطرابات السيطرة على الانفعالات (14 عامًا) مقارنة باضطرابات تعاطي المخدرات (عمر 24) واضطرابات المزاج (سن 36). تفاوت متوسط ​​AOO لاضطرابات القلق اختلافًا كبيرًا ، من حوالي 40 عامًا لـ GAD والذعر واضطراب ما بعد الصدمة ، إلى 14 و 8 سنوات للرهاب الاجتماعي والمحدّد ، على التوالي. في اضطرابات المجموعة الأخرى ، كان نطاق متوسط ​​AOO أضيق: 31-51 لاضطرابات المزاج ، 8-16 لاضطرابات السيطرة على الانفعالات و21-30 لاضطرابات تعاطي المخدرات.

النطاقات الربيعية (IQR) (عدد السنوات في

بين الخامس والسبعين و 25العاشر النسب المئوية في AOO

التوزيع) كانت أصغر بالنسبة لاضطرابات السيطرة على الانفعالات (5 سنوات لـ ODD و CD و ADHD 9 سنوات لل IED) وتعاطي المخدرات والاعتماد عليها (عمر 8 و 10) وأوسع بكثير لاضطرابات المزاج (العمر 21-39) وبعض من اضطرابات القلق (العمر & GT25 سنة لاضطراب ما بعد الصدمة ، الوسواس القهري ، رهاب الخلاء ، قلق الانفصال و GAD).

مخاطر العمر المتوقعة

أنتج توزيع تقديرات مخاطر العمر التراكمية المعيارية توقعًا لمخاطر العمر عند عمر 75 عامًا (PLR) (الجدول 2) ، بناءً على توزيعات AOO. كان معدل الأداء (PLR) لأي اضطراب أعلى بنسبة 12.9٪ من تقديرات الانتشار على مدى العمر الواردة في الجدول 1 (57.7٪ مقابل 44.8٪) ، مما يعني أن ما يقرب من 80٪ من بدايات PLR الجديدة حدثت للمستجيبين الذين أصيبوا بالفعل باضطراب. كانت الاضطرابات الفردية ذات أعلى معدل لـ PLR هي نفسها مع معدلات الانتشار الأعلى (الاكتئاب ، الرهاب النوعي وتعاطي الكحول) ، مع زيادة خطر الإصابة باضطراب الاكتئاب الشديد بمقدار الضعف (31.9٪). بشكل عام ، كان معدل PLR أعلى بنسبة 5.7٪ للقلق

الاضطرابات ، (مع نسبة انتشار PLR 33.8٪ مقابل 28.1٪ انتشار) ، 16.1٪ لاضطرابات المزاج (35.2٪ مقابل 19.1٪) ، 0.5٪ لاضطرابات السيطرة على الانفعالات (8.9٪ مقابل 8.4٪) و 3.8٪ أعلى بالنسبة للمادة اضطرابات الاستخدام (14.8٪ مقابل 11.0٪).

تأثيرات الفوج

تم تحديد الفوج حسب العمر في المقابلة ، واستخدمت المتغيرات الوهمية التي تحدد الفئات العمرية 18-34 سنة ، 35-49 ، 50-64 ، 65+ للتنبؤ باضطرابات العمر باستخدام تحليل البقاء على قيد الحياة للوقت المنفصل. تتوافق هذه المجموعات تقريبًا مع الأفواج التي ولدت في السنوات 1972 أو ما بعدها ، 1957-1971 ، 1942-1956 ، وقبل عام 1941. كان التأثير الجماعي مهمًا لمعظم الاضطرابات ،

الجدول 2 العمر عند النسب المئوية المحددة على التوزيعات المعيارية لسن بداية اضطرابات DSM-IV WMH-CIDI ، و

خطر العمر المتوقع في عمر 75 عامًا

العمر عند النسب المئوية المحددة لعمر البداية (بالسنوات) خطر العمر المتوقع عند التقدم في العمر 75 سنة ،٪ (SE) 5% 10% 25% 50% 75% 90% 95% 99%

اضطراب الهلع 11 14 24 37 43 62 65 65 3.0 (0.6)

اضطراب القلق المعمم 14 17 26 41 61 65 73 73 8.5 (1.8)

الرهاب الاجتماعي 5 7 11 14 17 29 41 54 6.1 (0.4)

رهاب محدد 5 5 5 8 13 26 51 56 13.5 (0.7)

رهاب الخلاء بدون ذعر 5 9 13 19 41 54 67 67 3.3 (0.4)

اضطراب الكرب التالي للصدمة * 11 15 24 40 49 57 65 73 6.3 (0.6)

اضطراب الوسواس القهري * 8 10 13 21 38 49 51 64 8.9 (0.8)

اضطراب قلق الانفصال 6 7 11 19 37 59 68 68 9.8 (0.6)

أي اضطراب قلق ** 5 5 7 13 26 49 54 65 33.8 (1.6)

اضطراب اكتئابي كبير 14 17 24 38 51 63 65 69 31.9 (2.4)

عسر المزاج 13 15 26 51 65 65 75 75 4.7 (1.4)

الاضطراب ثنائي القطب الأول والأول 13 15 19 31 40 62 62 68 3.3 (0.4)

أي اضطراب مزاج 13 16 23 36 50 62 65 72 35.2 (2.4)

اضطرابات السيطرة على الانفعالات

اضطراب التحدي المعارض 5 5 8 10 13 16 16 19 1.4 (0.2)

اضطراب السلوك 8 8 9 12 14 16 18 20 2.1 (0.2)

اضطراب نقص الانتباه / فرط النشاط 5 5 5 8 10 13 13 16 1.7 (0.2)

الاضطراب المتفجر المتقطع 8 12 14 16 23 31 39 47 5.4 (0.3)

أي اضطراب السيطرة على الانفعالات 5 7 9 14 18 25 31 43 8.9 (0.4)

اضطرابات استخدام المواد المخدرة

إدمان الكحول 16 18 20 26 39 49 53 57 13.8 (0.8)

الاعتماد على الكحول 18 19 21 30 41 55 55 61 5.2 (0.7)

تعاطي المخدرات 15 17 19 21 27 34 39 51 3.5 (0.5)

الاعتماد على المخدرات 15 18 20 24 30 39 41 51 1.7 (0.4)

أي اضطراب في استخدام المواد المخدرة 16 17 20 24 36 48 51 57 14.8 (0.8)

أي اضطراب ** 5 5 9 18 35 51 57 65 57.7 (2.5)

الاختصارات: WMH-CIDI ، نسخة مسح الصحة العقلية العالمية للمقابلة التشخيصية الدولية المركبة SE ، خطأ قياسي. حجم عينة الجزء الأول = 5037 حجم عينة الجزء الثاني = 2942.

* اضطراب الجزء الثاني والمقدر في عينة الجزء الثاني.

مع وجود ارتباط إيجابي ثابت بين حداثة الفوج ونسبة احتمالات البداية (الجدول 3). ارتبطت التأثيرات الجماعية الأكبر بالاعتماد على المخدرات ، والاضطراب ثنائي القطب ، و MDD ، وتعاطي المخدرات. كان الاضطراب الوحيد الذي له تأثير جماعي سلبي كبير هو الرهاب النوعي.

تم تطوير نموذج الفوج (الجدول 4) لتقييم ما إذا كانت الفروق بين الفوج قد انخفضت بشكل ملحوظ مع زيادة العمر ، وهو نمط يمكن توقعه إما إذا كان خطر العمر ثابتًا بالفعل عبر الأتراب ولكن تم تغييره باختلاف الأتراب بسبب بدايات حدثت في وقت سابق في الأتراب الأحدث بدلاً من الأعداد الأكبر سناً (إما بسبب التغيرات العلمانية في عوامل الخطر البيئية أو الاختلافات المرتبطة بالعمر في دقة استدعاء AOO) أو إذا كان للوفيات التفاضلية تأثير شديد بشكل متزايد على تحيز اختيار العينة

مع تقدم العمر. تم استخدام التوزيع الفعلي لـ AOO بين أولئك الذين يعانون من اضطرابات مختلفة (أي حالة مزاجية ، أي قلق ، أي مادة) ، وتم تقسيم هذا التوزيع إلى tertiles لإنشاء فئات AOO "مبكر" و "متوسط" و "متأخر". بالنسبة لاضطرابات القلق ، تتراوح أعمار AOO المبكرة بين 4-6 سنوات ، والمتوسط ​​هو 7-13 ، والمتأخر 14+ لاضطرابات المزاج هي 4-18 ، و19-31 ، و 32+ على التوالي ، واضطرابات تعاطي المخدرات هي 4-18 19-23 و 24+ على التوالي. لم يتم تضمين اضطرابات التحكم في الانفعالات بسبب الأعداد الصغيرة ونافذة AOO الضيقة. نموذج الفوج الموضح في الجدول 4 ، الذي يفحص الاختلافات بشكل منفصل بالنسبة للبدايات الأولى عبر مسار الحياة ، ويقارن احتمالات البداية خلال كل فترة من فترات الحياة (المبكرة والمتوسطة والمتأخرة) عبر الأتراب ، لاختبار ما إذا كان التأثير بين المجموعات يختلف على أنه وظيفة AOO من الاضطرابات ، والرصد غير المباشر

الجدول 3 الفوج (العمر عند المقابلة) كمتنبئ لخطر الحياة لاضطرابات DSM-VI WMH-CIDI في مسح ساو باولو عن المدن الكبرى

مخاطر مدى الحياة حسب العمر عند المقابلة (سنوات) مقارنة بالمستجيبين المسنين

≥ 65 عامًا ، نسبة الأرجحية (95٪ CI) ج ص¥

اضطراب الهلع 4.1 (0.7-23.0) 4.6 (0.9-23.6) 2.6 (0.6-10.9) 3.8 0.287

رهاب الخلاء بدون ذعر 2.0 (0.7-5.7) 1.4 (0.6-3.2) 1.2 (0.5-3.0) 3.7 0.293

اضطرابات السيطرة على الانفعالات

اضطراب التحدي المقابل 3.7 (0.8-16.1) 1.9 (0.5-6.9) 2.3 (0.5-9.9) 5.5 0.142

اضطراب السلوك 2.2 (0.5-9.3) 1.4 (0.3-6.1) 0.7 (0.1-6.5) 18.2 & lt 0.001

اضطراب نقص الانتباه / فرط النشاط 6.8 (0.8-56.6) 4.5 (0.5-38.0) 4.6 (0.6-35.3) 4.8 0.187 اضطراب الانفجار المتقطع 2.0 (0.7-5.9) 1.0 (0.4-2.6) 0.6 (0.2-1.8) 26.6 لتر 0.001 أي اضطراب السيطرة على الانفعالات 2.2§ (1.0-4.6) 1.2 (0.6-2.4) 0.8 (0.3-2.0) 41.6 & lt 0.001

اضطرابات استخدام المواد المخدرة

الاختصارات: WMH-CIDI ، نسخة المسح العالمي للصحة العقلية من المقابلة التشخيصية الدولية المركبة أو ، نسب الأرجحية CI ، فترة الثقة. حجم عينة الجزء الأول = 5037 حجم عينة الجزء الثاني = 2942.

استنادًا إلى نماذج البقاء على قيد الحياة ذات الوقت المنفصل مع سنوات الشخص كوحدة للتحليل. تم استخدام الفواصل الزمنية كعناصر تحكم في هذا النموذج.

* اضطراب الجزء الثاني المقدرة في عينة الجزء الثاني (ن = 2942).

** يشمل اضطرابات الجزء الأول والجزء الثاني. تم تحليل هذا القياس الموجز في عينة الجزء الثاني الكاملة (N = 2942).

§ فرق كبير مقارنة مع أولئك الذين تبلغ أعمارهم 65 عامًا أو أكثر (p 0.05 ، اختبار من جانبين). ¥ اختبار الاختلافات العالمية بين الفوج (3 درجات من الحرية).

استدعاء التفاضل أو الوفيات. تظل الاختلافات بين المجموعات ذات المخاطر الأعلى للأتراب الأصغر سناً كبيرة بالنسبة لمعظم الاضطرابات (باستثناء اضطرابات القلق المبكرة) بشكل مستقل عن وقت ظهور الاضطراب والعمر في المقابلة.

تنبؤات اجتماعية ديموغرافية

كانت العديد من المتغيرات الاجتماعية والديموغرافية مرتبطة بشكل كبير بخطر الإصابة باضطرابات DSM-IV WMH-CIDI (الجدول 5). كان لدى النساء مخاطر أعلى بشكل ملحوظ من القلق واضطرابات المزاج مقارنة بالرجال ، في حين كان جنس الذكور مؤشرا على اضطرابات تعاطي المخدرات (OR = 3.8 95 ٪ CI 3.3-5.0). بشكل عام ، لم يكن هناك ارتباط بين الجنس واضطرابات السيطرة على الانفعالات (OR = 0.8) ، على الرغم من الجنس

شوهدت الفروق للاضطرابات الفردية في الجدول 1 ، مع انتشار أعلى للقرص المضغوط بين الرجال (OR = 5.0). كان مستوى التعليم المنخفض مرتبطًا فقط باضطرابات تعاطي المخدرات. كانت الأعمار الأصغر تنبئًا مهمًا لجميع فئات الاضطراب (تأثيرات الأتراب).تم أيضًا فحص الارتباطات مع الجنس والتعليم حسب العمر ، لاختبار ما إذا كانت هناك اختلافات في التنبؤ بالاضطرابات النفسية عبر الأتراب (النتائج متاحة عند الطلب). تم العثور على تفاعلات كبيرة بين الجنس والعمر فقط في التنبؤ باضطرابات تعاطي المخدرات ، حيث أن معدلات الإناث ، على الرغم من أنها لا تزال أصغر بكثير ، أصبحت أكثر تشابهًا مع الذكور في الأتراب الأحدث [نسبة الأرجحية = 0.32 (95٪ CI 0.21-0.48) بالنسبة للعمر 18-34 OR = 0.22 (0.13-0.37) 35-49 أو = 0.101 (0.04-0.25) 50-64 أو = 0.15 (0.02-1.01) لعمر 65+ سنة].

الجدول 4 التباين في تأثيرات الفوج (العمر عند المقابلة) في التنبؤ بخطر الإصابة باضطرابات DSM-VI WMH-CIDI في ساو

مسح باولو ميجا سيتي

مخاطر مدى الحياة حسب العمر عند المقابلة (بالسنوات) ، نسبة الأرجحية (95٪ CI) سن البداية

مبكرا وسط متأخر

اضطرابات القلق العمر عند المقابلة (سنوات)

18-34 1.4 (0.7-2.6) 3.0 * (1.5-6.0) 3.0 * (1.8-5.2) 35-49 1.7 (0.96-3.08) 2.5 * (1.2-5.3) 1.8 (0.9-3.5) 50-64 2.1 ( 0.9-5.2) 3.2 * (1.4-7.2) 1.9 (0.99-3.6) 65+ 1.0 1.0 1.0 ج2 5.7 (مدافع = 3 ، ف = 0.129) 12.6 (مدافع = 3 ، ع = 0.006) 24.1 (مدافع = 3 ، ص 0.001) عالمي ج2¥ 22.34 (مدافع = 6 ، ص = 0.001) اضطرابات المزاج العمر عند المقابلة (سنوات)

18-34 8.8 * (3.2-24.5) 26.3 * (9.2-75.2) 16.7 * (7.1-39.5) 35-49 4.2 * (1.5-12.1) 10.9 * (3.8-30.8) 5.9 * (4.1-8.5) 50- 64 2.4 (0.8-7.2) 3.7 * (1.2-11.1) 2.3 * (1.6-3.2) 65+ 1.0 1.0 1.0 ج2 35.2 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 73.2 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 101.8 (مدافع = 3 ، ص 0.001) عالمي ج2¥ 10.18 (مدافع = 6 ، ف = 0.117

اضطرابات استخدام المواد المخدرة العمر عند المقابلة (سنوات)

18-34 50.5 * (6.6-385.8) 1.6 (0.5-4.7) 2.1 (0.9-5.2) 35-49 23.7 * (3.2-176.4) 1.4 (0.6-3.2) 2.0 (0.8-4.5) 50-64 9.5 * ( 1.04-87.2) 0.8 (0.3-2.2) 1.1 (0.5-2.7) 65+ 1.0 1.0 1.0 ج2 26.1 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 9.0 (مدافع = 3 ، ف = 0.029) 8.3 (مدافع = 3 ، ف = 0.040) عالمي ج2¥ 13.06 (مدافع = 6 ، ص = 0.042)

الاختصارات: WMH-CIDI ، نسخة المسح العالمي للصحة العقلية من المقابلة التشخيصية الدولية المركبة CI ، فترة الثقة.

استنادًا إلى نماذج البقاء على قيد الحياة ذات الوقت المنفصل مع سنوات الشخص كوحدة للتحليل. قيمت نماذج العينة الإجمالية أهمية التفاعلات بين مجموعة وشخص - سنوات في حياة المستجيبين. لم يتم القيام بذلك في حالة اضطرابات السيطرة على الانفعالات لأن الغالبية العظمى من هذه الاضطرابات لها بداية في إطار زمني ضيق للغاية. يتضمن النموذج الفواصل الزمنية والجنس كعناصر تحكم. تم إجراء جميع التحليلات باستخدام عينة الجزء الثاني (العدد = 2942).

أ بالنسبة لاضطرابات القلق ، فإن البداية المبكرة هي من 4 إلى 6 سنوات ، والبداية الوسطى من 7 إلى 13 ، ومتأخرة البداية 14+ لاضطرابات المزاج هي 4-18 ، 19-31 ، 32+ ،

على التوالي وبالنسبة لاضطرابات تعاطي المخدرات هي 4-18 ، 19-23 ، 24+ ، على التوالي.

* فرق كبير مقارنة بالفوج المولودين قبل عام 1941 - أولئك الذين تبلغ أعمارهم 65 عامًا أو أكثر (p 0.05 ، اختبار من جانبين).

¥ اختبار للاختلافات العالمية بين الأتراب (6 درجات من الحرية: اختبار للاختلاف بين بدايات في أعمار مختلفة لأتراب مختلفة ، جميع الفئات الثلاث لعمر البداية في البداية المتأخرة هي المجموعة المرجعية).

لم تختلف الفروق بين الجنسين في القلق واضطرابات المزاج بين المجموعات. بالنسبة لاضطرابات السيطرة على الانفعالات ، لوحظ وجود مخاطر أعلى بين الرجال فقط بين الأتراب الأكبر سناً ، وكان هناك أيضًا تفاعل كبير بين التعليم والعمر في المقابلة ، مع وجود ارتباطات سلبية أقوى في الأتراب الأكثر حداثة.

مناقشة

معدل الانتشار مدى الحياة والمخاطر المتوقعة [biro: tit2]

أظهرت هذه الدراسة أن الاضطرابات النفسية شائعة في SPMA ، حيث عانى 44.8٪ من عامة السكان من اضطراب واحد على الأقل في وقت ما من حياتهم قبل المقابلة ، ومن المتوقع أن يعاني 57.5٪ من اضطراب نفسي حسب العمر. 75 سنة. هذه التقديرات هي من بين أعلى التقديرات في العالم. ترتبط المستويات المرتفعة من المراضة النفسية بسوء المعيشة

الظروف في التكتلات الحضرية الكبيرة ، 20 كمجموعات اجتماعية تعيش في

المواقف المعاكسة تحت الضغط المزمن من المرجح أن تسبب اضطرابات نفسية. أفادت التقارير أن الاستبعاد الاجتماعي ، الذي يتضخم بسبب ضعف الوصول إلى التعليم ، يشكل مخاطرة كبيرة

عامل للاضطرابات النفسية 21 حسب الخريطة الاجتماعية

الإقصاء في مدينة ساو باولو ، 22 89.0٪ من سكانها

العيش تحت مستوى معيشي مرغوب فيه: بصرف النظر عن الدخل المنخفض ، هناك ضعف في الوصول إلى التعليم والصرف الصحي و

الإسكان ، من بين خدمات أخرى. علاوة على ذلك ، قد ينشأ التوتر الاجتماعي والعنف الحضري من عدم المساواة ، بسبب الفقر و

تتطرف الثروة كونها تتقاسم المساحة داخل المدينة 22

ومع ذلك ، فإن تقديرات الانتشار الواردة هنا مرتفعة مقارنة بتلك الموجودة في مستجمعات ساو باولو

دراسة منطقة 8،9 (33.1٪) مسح سابق أجري في اثنين

الأحياء من مستجمعات المياه في مجمع مستشفى كبير في مدينة ساو باولو. بصرف النظر عن حقيقة أنه تم تقييم عدد أقل من الاضطرابات النفسية ، يمكن أيضًا تفسير الاختلافات من خلال الحالة الاجتماعية والاقتصادية الأعلى للسكان الذين تمت دراستهم ، مع سكن وظروف معيشية أفضل ، وأسهل.

الحصول على الخدمات الصحية وإن كان ذلك باستخدام مختلف

methodol-ogy ، تم العثور على تقديرات انتشار قابلة للمقارنة مدى الحياة في برازيليا (50.5٪) وبورتو أليغري (42.5٪) في البرازيل.

دراسة متعددة المراكز .6،7 عند مقارنتها بالتقديرات التي تم الحصول عليها

في البلدان الأخرى المشاركة في مبادرة مسح WHO-WMH ،

باستخدام منهجية مماثلة ، 23-34 الانتشار العام

تم تجاوز تقدير أي اضطراب مدى الحياة في SPMA (44.8٪) فقط من خلال ذلك الذي تم الحصول عليه في النسخ المتماثل لاستقصاء الاعتلال المشترك الوطني (NCS-R) الذي أجري في الولايات المتحدة (47.4٪) ، وتبعه عن كثب المعدلات في نيوزيلندا (39.3٪) ) وكولومبيا (39.1٪) وفرنسا (37.9٪) وأوكرانيا (36.1٪). على الرغم من تشابه الإجراءات المنهجية ، فإن الدولتين الوحيدتين اللتين استخدمتا جميع الوحدات السريرية WMH-CIDI ، وبالتالي ، قيمتا نطاقًا أوسع من الاضطرابات النفسية ، هما الولايات المتحدة والبرازيل ، والتي يمكن أن تفسر جزئيًا المعدلات الأعلى. على سبيل المثال ، لم تقم نيوزيلندا بتقييم الوسواس القهري وقلق الانفصال (سواء للبالغين أو الطفولة) ولا يوجد أي من اضطرابات السيطرة على الانفعالات ،

الجدول 5 الارتباطات الاجتماعية الديموغرافية لاضطرابات العمر الافتراضي DSM-VI WMH-CIDI في مسح ساو باولو عن المدن الكبرىمخاطر مدى الحياة ، نسبة الأرجحية (95٪ CI)

أي اضطراب القلق أي اضطراب في المزاج أي اضطراب في السيطرة على الانفعالات أي اضطراب في استخدام المواد جنس أنثى 2.2 * (1.8-2.7) 2.5 * (1.8-3.4) 0.8 (0.6-1.1) 0.26 * (0.2-0.3) ذكر 1.0 1.0 1.0 1.0 الجنس c2 60.8 (مدافع = 1 ، ص 0.001) 34.4 (مدافع = 1 ، ص 0.001) 1.6 (مدافع = 1 ، ف = 0.207) 97.5 (مدافع = 1 ، ص 0.001) العمر عند المقابلة 18-34 2.3 * (1.6-3.4) 12.9 * (7.9-21.1) 2.5 * (1.1-5.6) 2.6 * (1.2-5.5) 35-49 2.0 * (1.4-3.0) 5.9 * (3.6-9.6) 1.3 ( 0.6-2.7) 1.7 (0.9-3.3) 50-64 2.6 * (1.6-4.2) 2.8 * (1.7-4.5) 0.9 (0.4-2.3) 0.7 (0.4-1.4) 65+ 1.0 1.0 1.0 1.0 العمر c2 24.5 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 123.3 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 43.3 (مدافع = 3 ، ص 0.001) 65.6 (مدافع = 3 ، ص 0.001) تعليم§ الطالب الحالي 1.7 (0.8-3.5) 1.1 (0.6-2.1) 2.8 (0.7-11.3) 1.4 (0.8-2.5) 0-4 سنوات 1.5 (0.6-3.5) 1.1 (0.7-1.7) 3.4 (0.9-12.4) 2.0 * (1.1-3.5) 5-8 سنوات 3.0 * (1.1-8.3) 1.3 (0.8-2.3) 3.8 (0.8-17.7) 3.1 * (1.6-5.9) 9-11 سنة 1.2 (0.6-2.5) 1.1 (0.7-1.8) ) 1.9 (0.4-9.1) 1.3 (0.7-2.6) +12 سنة 1.0 1.0 1.0 1.0 التعليم c2.0 7.1 (مدافع = 4 ، ف = 0.133) 1.3 (مدافع = 4 ، ع = 0.865) 8.5 (مدافع = 4 ، ف = 0.075) 27.4 (مدافع = 4 ، ص 0.001)

الاختصارات: WMH-CIDI ، نسخة المسح العالمي للصحة العقلية من المقابلة التشخيصية الدولية المركبة CI ، فترة الثقة. □ استنادًا إلى نماذج البقاء على قيد الحياة ذات الوقت المنفصل مع سنوات الشخص كوحدة للتحليل. تم إجراء جميع التحليلات باستخدام عينة الجزء الثاني (العدد = 2942). * فرق كبير (ص 0.05 ، اختبار على الوجهين).

وفرنسا ، وكذلك دول أوروبا الغربية الأخرى ، لم تقيِّم الوسواس القهري ، وقلق الانفصال ، وتعاطي المخدرات أو الاعتماد عليها ، والاضطراب ثنائي القطب ، والاكتئاب ، والاضطراب المتفجر المتقطع. في الواقع ، هناك تباين كبير في معدل انتشار الاضطرابات النفسية المقدر مدى الحياة في مسوح WMH ، وربما أكثر مما يمكن تفسيره فقط من خلال مثل هذه التقييمات التفاضلية. علاوة على ذلك ، هناك تباين كبير في تقديرات انتشار الاضطرابات الفردية ، والذي يمكن أن يكون راجعا إلى افتراض أن WMH-CIDI لا يلتقط بشكل كاف أو باستمرار المتلازمات النفسية المرضية في

ثقافات مختلفة 35 ، 36، حيث تم العثور على أدنى معدلات الانتشار

في الدول غير الغربية (نيجيريا 12٪ ، الصين 13.2٪ ، اليابان 18.1٪) ، باستثناء إسرائيل بمعدل انتشار إجمالي قدره 17.6٪ (ولكن يشمل فقط تقييم اضطرابات المزاج وتعاطي المخدرات ، وقليل من اضطرابات القلق) . أخيرًا ، كان تقدير انتشار الوسواس القهري على مدى الحياة في دراستنا مرتفعًا

(6.7٪ ، SE = 0.5) ، مقارنة بـ NCS-R (2.3٪ ، SE = 0.3)

على الرغم من أن الأداة المستخدمة كانت هي نفسها ، فقد وجد أنها تظهر حساسية قليلة في NCS-R ، وتم تعديل أنماط التخطي لإبقاء المستجيبين في القسم ، والإجابة على المزيد من الأسئلة ، مع وجود احتمال أكبر لالتقاط السلبيات الخاطئة ، أو على العكس ، تحديد المزيد من الإيجابيات الكاذبة. سيتم التحقيق في هذه المشكلة بشكل أكبر من خلال تحليل بيانات إعادة التقييم السريري SPMHS التي تم جمعها في 780 شخصًا باستخدام

SCID لـ DSM-IV.38 قد تكون دراسة إعادة التقييم هذه أيضًا قادرة على ذلك

معالجة دقة WMH-CIDI البرازيلي في تحديد الحالات في عموم السكان. نظرًا لأن CIDI يعتمد على تقييم الأعراض التي تشكل معايير تشخيص الاضطرابات النفسية ، فقد يكون قد اكتشف حالات خفيفة ليس لها صلة سريرية ، مما يساهم في ارتفاع معدلات الانتشار.

ومع ذلك ، بما يتفق على نطاق واسع مع دراسات الانتشار السابقة ومعظم استطلاعات WHO-WMH ، فإن اضطرابات القلق هي الفئة الأكثر شيوعًا واضطرابات المزاج شائعة أيضًا ، مع الاضطراب الاكتئابي الرئيسي ، والرهاب وتعاطي الكحول هي الاضطرابات الفردية الأكثر انتشارًا. التوزيع الجنساني الذي لوحظ في هذه الدراسة يكرر أيضًا النتائج العامة ، حيث تعاني النساء من القلق واضطرابات المزاج بشكل أكبر والرجال لديهم معدلات أعلى من اضطراب تعاطي المخدرات. ومع ذلك ، لم تكن هناك فروق بين الجنسين لاضطرابات السيطرة على الانفعالات ، والتي تم الإبلاغ عنها بأنها أعلى بين الرجال في معظم الدراسات السابقة (كولومبيا ، المكسيك ، NCS-R ، فرنسا ، ألمانيا ، إيطاليا ، الصين) والاستثناء الوحيد هو اضطرابات السلوك ، والتي كانت 3 مرات أكثر انتشارا بين الرجال. كان الاعتلال المشترك مدى الحياة شائعًا أيضًا ، حيث تضاعف مجموع معدلات الانتشار لجميع الاضطرابات تقريبًا انتشار أي اضطراب (91.6٪ مقابل 44.8٪) وأعلى بنسبة 21.8٪ عبر فئات الاضطرابات الأربعة (66.6٪). داخل الفصل ، كان التواجد المشترك أعلى بين اضطرابات القلق (43.5٪ مقابل 28.1٪).

أخيرًا ، تجدر الإشارة إلى أن الذهان غير العاطفي لم يتم تقييمه في هذا المسح ، والذي قد لا يكون منتشرًا بشكل كبير ، ولكنه مع ذلك ، عادة ما يكون شديدًا ، معطلاً بشكل كبير ومرتبط بعبء اجتماعي وعائلي هائل. على الرغم من طرح الأسئلة المتعلقة بالتجارب الشبيهة بالذهان ، لم يتم استخدام هذه البيانات هنا.

سن البداية

أظهرت توزيعات AOO المعيارية في دراستنا اتساقًا قويًا مع معظم استطلاعات WMH ، مع وجود اضطرابات التحكم في الانفعالات التي لها أول توزيع AOO ، وخاصة اضطرابات نقص الانتباه واضطرابات المقاومة المعارضة. كما اتبعت اضطرابات القلق نفس النمط في البلدان الأخرى ،

الوقوع في مجموعتين متميزتين ، مع الرهاب وقلق الانفصال الذي يعاني من AOO في وقت مبكر ، في حين أن GAD واضطراب الهلع واضطراب ما بعد الصدمة يكون لهما AOO في وقت لاحق ، على غرار الاضطرابات المزاجية بالنسبة لاضطرابات تعاطي المخدرات ، فإنه يتوافق أيضًا مع النمط الدولي ، مع AOO السابق لتعاطي المخدرات والاعتماد عليها ولاحقًا للإدمان على الكحول. على الرغم من أن إصدار WHO-WMH من CIDI اشتمل على أسئلة تشجع على الدقة في الإجابة عن AOO للأعراض والمتلازمات ، يجب النظر في إمكانية تحيز الاسترجاع ، لا سيما كدالة للعمر في المقابلة ، حيث يميل المستجيبون الأكبر سنًا إلى الحصول على استدعاء غير دقيق لبداية الأحداث الماضية الطويلة. نظرًا لأن المراضة المشتركة شائعة ، فقد يجادل المرء بأن الجزء الأكبر من الاضطرابات تحدث خلال العقود الأولى من الحياة وأن الاضطرابات المتأخرة تحدث إلى حد كبير كحالات مرضية ثانوية.

يجدر التأكيد على أن النتائج المذكورة هنا تؤكد العبء المتزايد المرتبط بالاضطرابات النفسية ، حيث تحدث في وقت مبكر من الحياة ، ولها مسار طويل ، وترتبط بالإعاقة وغالبًا ما تظهر مع

الاضطرابات النفسية الأخرى المصاحبة ، 38،39 متميز عن المزمن

الاضطرابات الجسدية ، والتي تحدث غالبًا في وقت لاحق من الحياة.

مخاطر العمر المتوقعة

إن الخطر المتوقع على مدى الحياة من التعرض لأي اضطراب في DSM-IV في عمر 75 هو 28.8٪ أعلى من معدل انتشار العمر المقدر ، مع ما يقرب من 57.7٪ من السكان يعانون من اضطراب واحد على الأقل. كانت هذه التوقعات أيضا

محسوبة لبلدان مسح WMH الأخرى وهم

أعلى التقديرات حتى الآن ، تليها الولايات المتحدة الأمريكية (55.3٪) ، كولومبيا (55.3٪) ، أوكرانيا (48.9٪) ، نيوزيلندا (48.6٪) ، جنوب إفريقيا (47.5٪) وفرنسا (47.2٪). ولوحظت أعلى زيادة نسبية في البلدان المعرضة للعنف الطائفي (إسرائيل 68.8٪ ونيجيريا 62.5٪ وجنوب إفريقيا 56.8٪). لم يكن هناك فرق كبير في الزيادة النسبية في البلدان النامية (17٪ -49٪) مقارنة بالبلدان النامية

(28%-41%),35 بما في ذلك البرازيل (28.8٪).

تم تقدير PLR على افتراضات الخطر الشرطي المستمر للظهور الأول لاضطراب في سنة معينة من الحياة ، تم التأكد منه بين الأشخاص من مختلف الأعمار في المقابلة. نظرًا لوجود اختلافات في الأتراب في معدل الانتشار على مدى العمر ، فمن المرجح أن يكون معدل الأداء (PLR) للأتراب الأصغر سنًا غير مستبعد ، لأنه كان قائمًا على افتراض وجود مخاطر شرطية ثابتة بين الأتراب. نظرًا لأن مجموع حالات الانتشار المتوقعة للفرد في فئات disdis-order أعلى بكثير من التقدير العام لـ PLR ، فإنه يؤكد أيضًا أن الاضطرابات المتأخرة من المحتمل أن تكون بداية لحالات مرضية مصاحبة ثانوية. تشير هذه الاعتبارات ، إلى جانب حجم هذه الإسقاطات ، إلى الدور المهم للمعالجة المبكرة للاضطرابات المبكرة الحدوث ، من أجل منع المراضة المشتركة اللاحقة والحالات التي تضر بشكل أكثر شدة ، فضلاً عن العبء الفردي والمجتمعي الأكبر الذي له صحة عامة هائلة تداعيات.

تأثيرات الفوج

أشارت النتائج السابقة بالفعل إلى أن الأصغر سنا

قد تظهر الأفواج معدلات أعلى من الاعتلال النفسي

تم تقدير هذا بشكل غير مباشر من بيانات المقطع العرضي باستخدام المعلومات بأثر رجعي على AOO من الاضطرابات التي تم تقييمها. تم استخدام نفس النهج في تقدير التأثيرات الجماعية في مسوح WMH ، باستخدام تحليل البقاء على قيد الحياة في الوقت المنفصل للتنبؤ ببدء الاضطرابات عبر الفئات العمرية ، على غرار ذلك من هذا

دراسة. أظهرت المعلومات المتاحة من 17 دولة مشاركة في WHO-WMH أن الأتراب الأصغر سنا أظهروا معدلات أعلى من اضطرابات القلق في جميع البلدان باستثناء ثلاثة (إيطاليا وأوكرانيا والصين) ، واضطرابات المزاج في جميع البلدان باستثناء جنوب أفريقيا ، واضطرابات تعاطي المخدرات في جميع البلدان باستثناء ثلاثة بلدان (جنوب إفريقيا وإيطاليا واليابان) ، بينما في معظم البلدان لم تكن هناك آثار جماعية ملحوظة لاضطرابات السيطرة على الانفعالات (باستثناء ما يخص المكسيك). تم الحصول على نتائج مماثلة في دراستنا ، وظلت الاختلافات في الأتراب كبيرة بعد التحكم في وقت بدء الاضطراب في العمر والعمر في المقابلة. ومع ذلك ، لم نختبر اضطرابات التحكم في الانفعالات ، حيث كانت الأرقام صغيرة جدًا وعمر البداية ضيق للغاية. على الرغم من أن الدراسات المستقبلية فقط هي التي يمكنها تقييم تأثيرات الأتراب بشكل مباشر ودقيق ، إلا أنه يمكن القول بشكل مقنع أننا نجحنا في الحصول على تقدير تقريبي جيد.

الارتباطات الاجتماعية الديموغرافية

النتائج التي توصلنا إليها مماثلة لمعظم التقارير السابقة المستندة إلى السكان فيما يتعلق بالجنس والعمر الذي يتنبأ بالاضطرابات العقلية ، كما نوقش أعلاه. عندما تم استكشاف التفاعلات بين الجنسين والعمر ، شوهدت ميزات جديدة فقط لضبط تعاطي المخدرات ، مع زيادة معدلات إساءة استخدام النساء والاعتماد عليهن في الأتراب الأحدث ، وتقريب أنماط الذكور. لوحظ سلوك مماثل في اضطرابات السيطرة على الانفعالات ، حيث شوهدت الفروق بين الجنسين فقط في الأتراب الأكبر سناً. تجدر الإشارة إلى أن هذه التحليلات أجريت فقط مع مراعاة فئات الاضطرابات (مثل القلق والمزاج وما إلى ذلك) ، وليس الاضطرابات الفردية. هذه النتائج تتفق مع

التقارير الدولية ، 23-35 ، 38 جمعية الطبقة الاجتماعية الدنيا

الذين يعانون من سوء الصحة العقلية لم يُشاهد في هذا التقرير ، بقدر ما يمكن أن يُظهر وكيل الطبقة الاجتماعية المستخدمة (التعليم) ، والذي كان مرتبطًا فقط باضطرابات تعاطي المخدرات. من الممكن أن يفضل التعليم الإبلاغ الأفضل عن الأعراض النفسية. قد يكون المستجيبون ذوو التعليم المنخفض أقل قدرة على فهم الأسئلة البحثية الطويلة والمعقدة ، مع التقليل من المخاطر التي تشكلها الأعراض. سيتم فحص الارتباطات الاجتماعية والاقتصادية الأخرى ، مثل الدخل الشخصي والعائلي والتاريخ المهني.

القيود المفروضة على دراسة

أخيرًا ، يجب تفسير النتائج الواردة في هذه الورقة مع الأخذ في الاعتبار العديد من القيود. أولاً ، لا يوجد تقييم قياسي ذهبي للتحقق من اتساق التشخيصات التي تنتجها WMH-CIDI بشأن الاضطرابات التي تم تقييمها في هذه الدراسة. توافق WMH-CIDI مع

المقابلة السريرية المنظمة لـ DSM-IV (SCID) 40 تم العثور عليه ل

كن غير متحيز لتقديرات انتشار WMH-CIDI لمدة 12 شهرًا ، ولكن

بشكل عام متحفظ لاضطرابات العمر 41 موثوقية

أظهرت نسخة برازيلية سابقة من CIDI (CIDI 2.1) قيم كابا عالية لاضطرابات العمر ، تتراوح من 076 (للوسواس القهري)

إلى 1.0 (للاضطرابات المتعلقة بالكحول والمواد) .42 إضافه على

تشير الاعتبارات أيضًا إلى أن تقديرات الانتشار الواردة هنا ، مهما كانت مرتفعة ، من المرجح أن تكون متحفظة. لم يتم تقييم جميع الاضطرابات النفسية بواسطة WMH-CIDI ، وإلى جانب ذلك ، ربما حدث خطأ منهجي. من المحتمل عدم الإبلاغ عن السلوكيات المحرجة أو المحتويات العاطفية ، بما في ذلك المعاناة النفسية أو الأعراض والسلوك المرتبط بالانتحار وتعاطي المخدرات من بين أمور أخرى ، خاصة في

تقييمات مقطعية ، 43 بل وأكثر من ذلك في الحالات غير السريرية

المقابلات التي أجريت داخل أسرة المستفتى. اعد الاتصال

قد يؤدي التحيز أيضًا إلى إضعاف دقة المعلومات بأثر رجعي ، خاصةً عندما يكون من المحتمل أن يكون الحدوث قد حدث قبل وقت طويل من المقابلة. على الرغم من إعادة بناء WMH-CIDI ، مع الأخذ في الاعتبار سلسلة من الاستراتيجيات لتقليل تحيز الاسترجاع وتحيز المعلومات أثناء التعامل مع القضايا الحساسة أو

المعلومات السابقة ، 2 من غير المحتمل أنهم كانوا كذلك تمامًا

استبعد. من المحتمل أيضًا حدوث تحيز في الاختيار يؤدي إلى التقليل من معدلات الانتشار العام الحقيقية للسكان ، حيث يقل احتمال تمثيل الأشخاص المصابين بمرض عقلي في إطار أخذ العينات المعتمد (باستثناء المشردين والأفراد الذين يعيشون في المؤسسات) ، ومن المرجح أن يتم استبعادهم من الاختيار غير مؤهل للمشاركة (بسبب إعاقة الظروف الجسدية أو العقلية أو المعرفية) أو قد يمثل وفيات متفاوتة. علاوة على ذلك ، من المعروف أن الأشخاص الذين يعانون من مشاكل عقلية أكثر ترددًا في المشاركة في المسوحات الوبائية

من هذا النوع 44،46 ليس من الممكن ، ومع ذلك ، لتقييم هذا

الفرضية وتحديد تأثيرها ، حيث اقتصرت المعلومات عن غير المستجيبين على قائمة الأسرة (العمر والجنس والعلاقة الأسرية بمخبر الأسرة). لذلك ، من المحتمل أن تكون كل هذه التحيزات المعقولة قد أسفرت عن معدلات متحفظة للاعتلال النفسي ، وفقًا لنظام التصنيف المعتمد.

استنتاج

يوفر SPMHS ، المكون البرازيلي لاتحاد استطلاعات WHO-WMH ، أول تقديرات سكانية للانتشار مدى الحياة وعمر ظهور اضطرابات DSM-IV في البرازيل. إنها أول دراسة وبائية تقدم معلومات قائمة على السكان عن العديد من الاضطرابات في البرازيل ، مثل اضطراب ما بعد الصدمة ، واضطراب الوسواس القهري ، واضطراب قلق الانفصال ، والاكتئاب ، وكذلك عن جميع اضطرابات السيطرة على الانفعالات (المعارضة المعارضة). - انحراف ، قناة ، نقص الانتباه واضطرابات انفجارية متقطعة). على الرغم من أن تقديرات الانتشار مدى الحياة والمخاطر المتوقعة من المرجح أن تكون متحفظة ، إلا أن ما يقرب من نصف السكان استوفوا معايير DSM-IV لواحد أو أكثر من الاضطرابات في مرحلة ما من حياتهم قبل المقابلة و 60٪ تقريبًا سيفعلون ذلك عن طريق يبلغ من العمر 75 عامًا. الاكتئاب الشديد ، والرهاب النوعي ، وتعاطي الكحول هي الاضطرابات الفردية الأكثر شيوعًا ، واضطرابات القلق هي أكثر أنواع الاضطرابات شيوعًا. النساء أكثر عرضة للإصابة باضطرابات القلق والمزاج أكثر من الرجال ، والرجال أكثر عرضة لتعاطي المخدرات واضطرابات السلوك مقارنة بالنساء. يبدو أن الأتراب الأحدث لديهم معدلات أعلى من المراضة النفسية مقارنة بالأتراب الأكبر سنًا. معظم الاضطرابات الأولية لها AOO مبكرًا ، مع حدوث حالات مرضية مشتركة لاحقًا ، وتتقدم إلى نتائج أكثر خطورة وضعفًا ، مما يساهم في إعاقة طويلة الأمد وعبء شخصي ومجتمعي هائل. تُظهر التحليلات المتعلقة بالأهمية السريرية أنه حتى الاضطرابات الأكثر اعتدالًا ترتبط بالضعف ، كما أن الافتقار إلى العلاج المناسب هو القاعدة ، حتى

لِعلاج الاضطرابات الأكثر شدة لذلك ، النتائج الحالية

قد يشير إلى حقيقة مرهقة: قد يكون هناك العديد من الأشخاص الذين يحتاجون إلى رعاية أكثر من موارد العلاج التي يمكن إتاحتها أو التي يمكن أن توفرها ميزانية الصحة. حتى مع الأخذ في الاعتبار أنه ليست كل الاضطرابات النفسية قابلة للعلاج بشكل فعال من حيث التكلفة وأنه لا تحتاج جميع الحالات الأكثر اعتدالًا إلى العلاج ، فمن المحتمل أن يظل نقص الموارد هائلاً ، خاصةً بافتراض أن الأتراب الأصغر سنًا سيستمرون في تقديم معدلات أعلى من المراضة. يمكن استخدام هذه الاعتبارات لتوجيه جهود الصحة العامة في تنفيذ الوقاية

الاستراتيجيات التي تستهدف الأفراد المعرضين للخطر ، وتجنب الأمراض في المستقبل ، والتركيز على الكشف والتدخل المبكر للاضطرابات النفسية. سيسمح الهدف إلى منع تطور الاضطرابات الأولية والظهور المتأخر للحالات المرضية المصاحبة بتقليل العبء المرتبط بالاضطرابات النفسية على المدى الطويل.

شكر وتقدير

تم دعم مسح الصحة العقلية في مدينة ساو باولو الكبرى من قبل مؤسسة أبحاث ولاية ساو باولو (منحة FAPESP 03 / 00204-3). تم دعم تطوير الأداة من قبل مؤسسة فيتوريا للعلوم والتكنولوجيا (منحة FACITEC 002/2003) ، وتم دعم المشروع الفرعي حول العنف والصدمات من قبل سكرتارية ولاية ساو باولو ، من خلال البروفيسور فاغنر فريد جاتاز ، الذي قام المؤلفون ممتنون جدا. مدينة ساو باولو الكبرى العقلية

يتم إجراء المسح الصحي بالاشتراك مع

مبادرة مسح WHO-WMH. نشكر موظفي مركز تنسيق WHO-WMH في جامعتي هارفارد وميتشيغان ، وخاصة البروفيسور رون كيسلر ، للمساعدة في التوجيه والعمل الميداني وتحليل البيانات. تم دعم هذه الأنشطة من قبل المعهد الوطني الأمريكي للصحة العقلية (R01MH070884) ، ومؤسسة John D. و Catherine T. MacArthur ، ومؤسسة Pfizer ، وخدمة الصحة العامة الأمريكية (R13-MH066849 ، R01-MH069864 ، و R01 DA016558) ، ومركز فوغارتي الدولي (FIRCA R03-TW006481) ، ومنظمة الصحة الأمريكية ، ومؤسسة Eli Lilly & amp Company Foundation ، و Ortho-McNeil Pharmaceutical ، Inc. ، و GlaxoSmithKline ، و Bristol-Myers Squibb ، و Shire. يمكن العثور على قائمة كاملة بمنشورات WMH على الموقع http: // www.hcp.med.harvard.edu/wmh/.

الإفصاحات

التوظيف: قسم علم الأوبئة النفسية - LIM-23 Health

مركز العلوم (CCS من البرتغالية) ، الجامعة الفيدرالية في إسبيريتو سانتو ، البرازيل. منحة البحث: Secretaria de Segurança Pública do Estado

de SP **، Fundo de Apoio à Ciência e Tecnologia do Município de Vitória (FACITEC) ** ، Fundação de Amparo à Pesquisa do Espírito Santo (FAPES) ** ، البرازيل. منحة بحثية أخرى أو تعليم طبي مستمر:

FAPES ** ، البرازيل.أخرى: منظمة الصحة العالمية * ، Fundação de Amparo à Pesquisa de São

باولو (FAPESP) * ، جامعة هارفارد * ، جامعة ميشيغان * ، إيلي ليلي * ، Boeringher * ، AstraZeneca *.

التوظيف: قسم علم الأوبئة النفسية - LIM-23 ، قسم

ومعهد الطب النفسي ، جامعة ساو باولو ، البرازيل. بحث المنحة: Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado de São Paulo (FAPESP) **. منحة بحثية أخرى أو تعليم طبي مستمر: السكرتارية

Nacional de Políticas sobre Drogas (الأمانة البرازيلية للمخدرات و سياسات الكحول- SENAD) *** ، Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (المجلس الوطني للتكنولوجيا و Scientific Development-CNPq) *** ، البرازيل. أخرى: منظمة الصحة العالمية * ، FAPESP * ، هارفارد

جامعة * ، جامعة ميشيغان * ، إيلي ليلي *. * محتشم

*** بارز. المبالغ الممنوحة لمؤسسة المؤلف أو لزميل لها البحث الذي شارك فيه المؤلف ، وليس مباشرة إلى المؤلف.

مراجع

1. Kessler RC، Ustun TB. المسوحات العالمية للصحة العقلية لمنظمة الصحة العالمية: وجهات نظر عالمية حول وبائيات الاضطرابات العقلية. نيويورك (نيويورك): مطبعة جامعة كامبريدج 2008.

2. Kessler RC ، Ustun TB. نسخة مبادرة مسح الصحة العقلية العالمية (WMH) من مقابلة تشخيصية دولية مركبة (CIDI) لمنظمة الصحة العالمية (WHO). Int ياء طرق Res Psychiatr. 200413 (2): 93-121.

3. منظمة الصحة العالمية (WHO). تصنيف ICD-10 للاضطرابات العقلية والسلوكية: الأوصاف السريرية والمبادئ التوجيهية التشخيصية. جنيف: منظمة الصحة العالمية 1992. 4. الجمعية الأمريكية للطب النفسي (APA). التشخيص والإحصاء

دليل الاضطرابات النفسية (DSM-IV). الطبعة الرابعة. واشنطن (دي سي): الجمعية الأمريكية للطب النفسي 1994.

5. Viana MC، Teixeira M، Beraldi F، Bassani I، Andrade LH. مسح الصحة العقلية في مدينة ساو باولو الكبرى - دراسة وبائية تعتمد على السكان للمراضة النفسية في منطقة ساو باولو الحضرية: الأهداف والتصميم والتنفيذ الميداني. القس براس بسيكياتر. 200931 (4): 375-86.

6. Almeida-Filho N، Mari JJ، Coutinho E، França JF، Fernandes JG، Andreoli SB، Busnello EDA. Estudo multicêntrico de morbidade psiquiátrica em áreas Urbanas brasileiras (Brasília، São Paulo، بورتو أليغري). القس أبابال. 199214: 93-104.

7. Almeida-Filho N، Mari JJ، Coutinho E، França JF، Fernandes J، Andreoli SB، Busnello ED. دراسة برازيلية متعددة المراكز للمراضة النفسية. Br J الطب النفسي. 1997171: 524-9. 8. Andrade LH، Lolio CA، Gentil V، Laurenti R. Dos

transtornos mentais em uma area Definida de captação da cidade de São Paulo، Brasil. القس بسيكياتر كلين. 199926: 257-62. 9. Andrade L ، Walters EE ، Gentil V ، Laurenti R. انتشار ICD-10

الاضطرابات النفسية في منطقة تجمع في مدينة ساو باولو ، البرازيل. اجتماع الطب النفسي النفسي Epidemiol. 200237: 316-25. 10. Vorcaro CM ، Lima-Costa MF ، Barreto SM ، Uchoa E. غير متوقع

انتشار مرتفع للاكتئاب لمدة شهر واحد في البرازيل الصغيرة المجتمع: دراسة بامبو. اكتا بسيتشياتر سكاند. 2001104:257-63.

11. Vorcaro CM، Rocha FL، Uchoa E، Lima-Costa MF. عبء الرهاب الاجتماعي في المجتمع البرازيلي وعلاقته بالظروف الاجتماعية والاقتصادية والحالة الصحية واستخدام الصحة الخدمات: دراسة بامبو. Int J Soc Psychiatry. 200450: 216-26. 12. Rocha FL، Vorcaro CM، Uchoa E، Lima-Costa MF. مقارنة

معدلات انتشار الرهاب الاجتماعي في المجتمع حسب ICD-10 و DSM-III-R. القس براس بسيكياتر. 200527: 222-4. 13. Viana MC، Viana-Moldes I، Teixeira M، Basani I، Andrade LH. ال

نسخة مبادرة مسح الصحة العقلية العالمية من المقابلة التشخيصية الدولية المركبة (WMH-CIDI): الترجمة والتكيف مع اللغة البرتغالية البرازيلية: الأداة المستخدمة في "مسح الصحة العقلية في مدينة ساو باولو الكبرى". نسخة مطبوعة 2004. 14. المعهد البرازيلي للجغرافيا والإستاتيكا (IBGE) Censo

Demográfico Populacional do ano 2000. [http: //www.ibge. gov.br/home/estatística/populacao/censo2000/default.shtm]. تم الوصول إليه في أغسطس 2009.

15. معهد ساس. برنامج SAS / STAT: التغييرات والتحسينات ، الإصدار 8.2. كاري ، نورث كارولاينا: SAS Institute Inc 2001.

16. Efron B. الانحدار اللوجستي وتحليل البقاء ومنحنى كابلان ماير. مساعد J Am Stat. 198883: 414-425.

17. Wolter KM. مقدمة في تقدير التباين. نيويورك ، نيويورك: Springer-Verlag 1985.

18. السودان. سودان: برنامج احترافي لتحليل بيانات المسح [برنامج كمبيوتر]. الإصدار 8.0.1. Research Triangle Park ، NC: Research Triangle Institute 2002.

19. كيش إل ، فرانكل إم. الاستدلالات من العينات المعقدة. J R Stat Soc Ser B. 197436: 1-37.

20. Paykel ES ، Abbott R ، Jenkins R ، Brugha TS ، Meltzer H. فروق الصحة العقلية الحضرية والريفية في بريطانيا العظمى: نتائج المسح الوطني للمرض. Psychol Med. 200030 (2): 269-80. 21. Ludermir AB، Melo-Filho DA. Condições de vida e estrutura ocupacional Associadas a transtorno mentais Comuns. القس سعيد بوبليكا. 200236 (2): 213-21.

23. Alonso J، Angermeyer MC، Bernert S، Bruffaerts R، Brugha TS، Bryson H، de Girolamo G، de Graaf R، Demyttenaere K، Gasquet I، Haro JM، Katz S، Kessler RC، Kovess V، Lépine JP، Ormel J، Polidori G، Vilagut G. انتشار الاضطرابات النفسية في أوروبا: نتائج الدراسة الأوروبية لمشروع وبائيات الاضطرابات العقلية (ESEMeD). اكتا بسيتشياتر سكاند. 2004109 (ملحق 420): 21-7. 24. Demyttenaere K، Bruffaerts R، Posada-Villa J، Gasquet I،

Kovess V، Lepine JP، Angermeyer MC، Bernert S، de Girolamo G، Morosini P، Polidori G، Kikkawa T، Kawakami N، Ono Y، Takeshima T، Uda H، Karam EG، Fayyad JA، Karam AN، Mneimneh ZN، Medina -Mora ME، Borges G، Lara C، de Graaf R، Ormel J، Gureje O، Shen Y، Huang Y، Zhang M، Alonso J، Haro JM، Vilagut G، Bromet EJ، Gluzman S، Webb C، Kessler RC، Merikangas KR و Anthony JC و Von Korff MR و Wang PS و Brugha TS و Aguilar-Gaxiola S و Lee S و Heeringa S و Pennell BE و Zaslavsky AM و Chatterji S و Ustun TB. انتشار وشدة والحاجة غير الملباة لعلاج الاضطرابات النفسية في منظمة الصحة العالمية العالمية للأمراض العقلية استطلاعات الصحة (WMH). جاما. 2004291: 2581-90.

25. Posada-Villa J، Aguilar-Gaxiola S، Magaña C، Gómez L. انتشار الاضطرابات النفسية واستخدام الخدمات: النتائج الأولية من الدراسة الوطنية للصحة العقلية ، كولومبيا. القس كولومب بسيكياتر. 200433 (3): 241-61.

26. Bromet EJ، Gluzman S، Paniotto V، Webb CPM، Tintle NL، Zakhozha V، Havenaar JM، Gutkovich Z، Kostyuchenko S، Schwartz JE. وبائيات الاضطرابات النفسية والكحولية في أوكرانيا: نتائج مسح الصحة العقلية في أوكرانيا. شركة الطب النفسي Psychiatr Epidemiol. 200540 (9): 681-90.

27. Kawakami N و Takeshima T و Ono Y و Uda H و Hata Y و Nakane Y و Nakane H و Iwata N و Furukawa T و Kikkawa T. انتشار وشدة وعلاج الاضطرابات النفسية الشائعة في المجتمعات في اليابان لمدة 12 شهرًا: النتائج الأولية من المسح العالمي للصحة العقلية في اليابان 2002-2003. الطب النفسي كلين نيوروسسي. 200559: 441-52.

28. Kessler RC، Berglund P، Demler O، Jin R، Merikangas KR، Walters EE. الانتشار مدى الحياة والتوزيعات العمرية لاضطرابات DSM-IV في النسخ المتماثل الوطني لاستقصاء الاعتلال المشترك. قوس الطب النفسي العام. 200562 (6): 593-602.

29. Oakley-Browne MA ، Wells JE ، Scott KM ، Mcgee MA. الانتشار مدى الحياة والمخاطر المتوقعة على مدى الحياة لاضطرابات DSM-IV في Te Rau Hinengaro: مسح الصحة العقلية النيوزيلندي (NZMHS). Aust N Z J الطب النفسي. 200640 (10): 865-74.

30. Lee S ، Tsang A ، Zhang M-Y ، Huang Y-Q ، He Y-L ، Liu Z-R ، Shen Y-C ، Kessler RC. انتشار مدى الحياة والاختلاف بين الأتراب في اضطرابات DSM-IV في الصين الحضرية. Psychol Med. 200737 (1): 61-71. 31. Levinson D، Zilber N، Lerner Y، Grinshpoon A، Levav I. انتشار اضطرابات المزاج والقلق في المجتمع: نتائج من المسح الصحي الوطني الإسرائيلي. Isr J الطب النفسي. 200744 (2): 94-103. 32. Medina-Mora ME، Borges G، Benjet C، Lara C، Berglund P.

الاضطرابات النفسية في المكسيك: انتشار مدى الحياة على الصعيد الوطني عينة تمثيلية. Br J الطب النفسي. 2007190: 521-8.

33. كرم اي جي ، منيمنة زن ، ديماسي ح ، فياض جا ، كرم ان ، ناصر اس سي ، شاترجي اس ، كيسلر ار سي. انتشار الاضطرابات النفسية مدى الحياة في لبنان: أول ظهور ، وعلاج ، و التعرض للحرب. بلوس ميد. 20085 (4): e61.

34. هيرمان إيه إيه ، شتاين دي جي ، سيدات إس ، هيرنجا إس جي ، مومال إتش ، ويليامز د. دراسة الإجهاد والصحة في جنوب إفريقيا (SASH): انتشار الاضطرابات النفسية الشائعة لمدة 12 شهرًا ومدى الحياة. S Afr Med J. 200999 (5): 339-44.

35. Kessler RC، Aguilar-Gaxiola S، Alonso J، Angermeyer MC، Anthony JC، Berglund PA، Chatterji S، de Girolamo G، de Graaf R، Demyttenaere K، Gasquet I، Gluzman SF، Gruber MJ، Gureje O، Haro JM ، Heeringa SG ، Karam AN ، Kawakami N ، Lee S ، Levinson D ، Medina-Mora ME ، Oakley-Browne MA ، Pennell BE ، Petutkova M ، Posada-Villa J ، Ruscio A ، Stein DJ ، Tsang CHA ، stün TB. الانتشار مدى الحياة وعمر التوزيعات الأولية للاضطرابات العقلية في مبادرة مسح الصحة النفسية العالمية. الفصل 24. الجزء الثالث. مقارنات عبر الوطنية. في: مسوحات الصحة النفسية العالمية لمنظمة الصحة العالمية: وجهات نظر عالمية حول علم الأوبئة من الاضطرابات العقلية (محرر رونالد سي كيسلر & أمبير T. Bedirhan Üstün). نيويورك: مطبعة جامعة كامبريدج 2008 ، ص.511-521.

36. Kessler RC، Aguilar-Gaxiola S، Alonso J، Angermeyer MC، Anthony JC، Brugha TS، Chatterji S، de Girolamo G، Demyttenaere K، Gluzman SF، Gureje O، Haro JM، Heeringa SG، Hwang I، Karam EG، Kikkawa T و Lee S و Lépine JP و Medina-Mora ME و Merikangas KR و Ormel J و Pennell BE و Posada-Villa J و stün TB و von Korff MR و Wang PS و Zaslavsky AM و Zhang M. انتشار وشدة الاضطرابات العقلية في مبادرة مسح الصحة العقلية العالمية. الفصل 26. الجزء الثالث. مقارنات عبر الوطنية. في: مسوحات الصحة النفسية العالمية لمنظمة الصحة العالمية: وجهات نظر عالمية حول علم الأوبئة من الاضطرابات العقلية (محرر. رونالد سي كيسلر وأمبير ت. بيدرهان أوستون). نيويورك: مطبعة جامعة كامبريدج 2008 ، ص.534-540. 37. روسيو إيه إم ، تشيو دبليو تي ، ستاين دي جي ، كيسلر آر سي. وبائيات

اضطراب الوسواس القهري في النسخ المتماثل لاستقصاء المراضة المصاحبة الوطنية. مول الطب النفسي. 201015 (1): 53-63 [Epub أغسطس 2008]. 38. الاتحاد الدولي لمنظمة الصحة العالمية في علم الأوبئة النفسية.

مقارنات عبر الوطنية للانتشار والارتباطات أمراض عقلية. جهاز الصحة العالمية الثور. 200078 (4): 413-426. 39. موراي سي جيه إل ، لوبيز أ. العبء العالمي للمرض: أ

تقييم شامل للوفيات والعجز من الأمراض والإصابات وعوامل الخطر في عام 1990 والمتوقع حتى عام 2020. كامبريدج (ماجستير): كلية هارفارد للصحة العامة 1996. 40. First MB، Spitzer RL، Gibbon M، Williams JBW Structured Clinical Interview for DSM-IV-TR Axis I Disorders ، نسخة بحثية ، إصدار لغير المرضى (SCID-I / NP). نيويورك (نيويورك): أبحاث القياسات الحيوية ، معهد ولاية نيويورك للطب النفسي 2002.

41. Haro JM، Arbabzadeh-Bouchez S، Brugha TS، de Girolamo G، Guyer ME، Jin R، Lepine J-P، Mazzi F، Reneses B، Vilagut G، Sampson NA، Kessler RC. توافق النسخة 3.0 للمقابلة التشخيصية الدولية المركبة (CIDI 3.0) مع التقييمات السريرية الموحدة في مسوح الصحة النفسية العالمية لمنظمة الصحة العالمية. Int J طرق Psychiatr Res. 200615 (4): 167-80. 42. Quintana MI، Andreoli SB، Jorge MR، Gastal FL، Miranda CT.

موثوقية النسخة البرازيلية من المقابلة التشخيصية الدولية المركبة (CIDI 2.1). براز J ميد بيول ريس. 200437 (11): 1739-45.

43. Turner CF، Ku L، Rogers SM، Lindberg LD، Pleck JH، Sonenstein FL. السلوك الجنسي للمراهقين وتعاطي المخدرات والعنف: زيادة التقارير باستخدام تقنية المسح الحاسوبي. علم. 1998280: 867-3.

44. Allgulander C. تعاطي المخدرات ذات التأثير النفساني في عينة عامة من السكان ، السويد: يرتبط بالصحة المتصورة ، والتشخيصات النفسية ، والوفيات في دراسة ربط التسجيل الآلي. أنا ي للصحة العامة. 198979: 1006-10.

45. إيتون دبليو دبليو ، أنتوني جي سي ، تيبر إس ، دريمان أ. علم الأمراض النفسية والتناقص في دراسة منطقة مستجمعات الأوبئة. أنا J Epidemiol. 1992135: 1051-9.

46. ​​Kessler RC، McGonagle KA، Zhao S، Nelson CB، Hughes M، Eshleman S، Wittchen HU، Kendler KS. مدى انتشار الاضطرابات النفسية DSM-III-R مدى الحياة و 12 شهرًا في الولايات المتحدة: نتائج المسح الوطني للأمراض المصاحبة. قوس جنرال للطب النفسي. 199451: 8-19. 47. Andrade LH، Viana MC. الانتشار والأمراض المصاحبة والخدمة

استخدام للاضطرابات العقلية لمدة 12 شهرًا: مدينة ساو باولو الكبرى استطلاع. ندوات موازية. حوليات المؤتمر الدولي الثاني عشر من الاتحاد الدولي لعلم الأوبئة النفسية (IFPE). فيينا ، النمسا ، 16-19 أبريل 2009. (ورقة قيد الإعداد). 48. Viana MC، Andrade LH. الفشل والتأخير في العلاج الأولي

الاتصال بعد ظهور الاضطرابات العقلية لأول مرة في ساو باولو مسح الصحة العقلية الضخمة. (ورق قيد التحضير).


شاهد الفيديو: فواصل قديمة قناة أمبيسي ون 2006-2008 قصيرة بخمس ثواني وأصوات واضحة ونادرة جدا (شهر نوفمبر 2021).