中文版儿童期虐待问卷的信度和效度

目的:建立儿童期虐待问卷量表的中文版,并分析其信度和效度。方法:于2003-10/2004-12随机抽取河南省新乡市一所乡村中学和广东省惠州市两所普通高中16个班级共819名学生作为调查对象。由班主任组织采用儿童期虐待问卷进行团体测验。儿童期虐待问卷共有28个条目,分为5个分量表:情感虐待,躯体虐待,性虐待,情感忽视和躯体忽视,每个分量表含5个条目。每个条目采用5级评分(1,2,3,4,5,分别表示从不,偶尔,有时,经常,总是);其中第2,5,7,13,19,26和28需反向计分,每个虐待分量表评分5～25分,总分25～125分。设3个条目作为效度评价。测试中使用统一的指导语,为保证回答的真实性,无记名,问卷当场回收。2个月后随机抽取其中2个班级93名调查对象进行第2次评定,以评价量表的重测信度。信度检验包括①内在一致性:计算Cronbachα系数,分量表相关,计算各分量表条目之间的Person相关。②重测信度系数:计算93名学生前后各分量表得分的Person相关。效度检验:计算每个条目与量表总分的Spearman相关系数,以检验每个条目的效度。并进行验证性因素分析,以考验数据与5个分量表模型的拟合程度,检验量表的构想效度。采用SPSS11.5统计软件对数据进行分析。应用Amos4.0软件进行验证性分析。结果:发放问卷819份,剔除25份数据不全问卷,收回合格问卷794份,有效率96.9%。①信度检验:儿童期虐待问卷中文版量表总的Cronbachα系数为0.77;各分量表的Cronbachα系数为0.41～0.68。量表条目间Person相关系数0.01～0.45;条目间平均相关系数为0.12。各分量表的条目间平均相关系数0.14～0.30。2个月重测信度为0.75,各分量表的重测信度0.27～0.73。②效度检验:内容效度:量表分量表与总量表的相关系数0.45～0.76,均有极显著相关(P<0.01)。结构效度:各分量表与总量表的相关均超过各分量表与其他分量表之间的相关。分量表之间的相关系数0.04～0.45,多数有极显著相关。③验证性因素分析的指标:验证性因子分析的标准路径显示每个项目在相应因子上的负荷为:情感虐待0.39～0.59;躯体虐待0.27～0.74;性虐待0.51～0.61;情感忽视0.15～0.61;躯体忽视0.30～0.43。复相关系数0.03～0.56。各种拟合指数χ2/df(3.64)、距离指数近似均方根误差RMSEA(0.06);增值指数犤IFI(0.80),NNFI(0.91),CFI(0.80)犦;简约指数犤PGFI(0.74)犦。结论:①儿童期虐待问卷中文版具有较好的信度、效度,除躯体忽视分量表外具有较好的内部一致性,内容效度显示分量表与总量表均有极显著相关,结构效度显示各个分量表相对较独立。②各分量表相互之间既相互独立又相互联系地反映了儿童期虐待概念的各个侧面,说明该量表是一种较好的儿童期虐待测评工具,但其中躯体忽视分量表需要进一步修订。     

儿童期虐待问卷中文版的信度及效度评估

背景：目前国际公认的儿童期虐待问卷为美国心理学家．Bemstein 1998年的编制版。目的：建立儿童期虐待问卷28个条目量表的中版，并分析其信度和效度。设计：团体调查。单位：中南大学湘雅二医院精神卫生研究所。对象：于2004-10在河南省某市一所乡村中学，随机抽取8个班级共441名学生。方法：用儿童期虐待问卷对441名中小学生进行测评，2个月后对其中93名学生进行重测。儿童期虐待问卷共有28个条目，分为5个分量表：情感虐待；躯体虐待；性虐待；情感忽视；躯体忽视。每个条目采用5级评分：1分：从不；2分：偶尔；3分：有时；4分：经常；5分：总是。每个虐待分量表在5～25分之间，总分在25～125分之间。分析问卷的内部一致性、重测信度、条目间平均相关系数和总分与各分量表间的相关系数，并进行验证性因素分析。主要观察指标：儿童期虐待问卷的同质信度，重测信度，效度，绝对拟合指数，相对拟合指数，省俭指数。结果：现场发放问卷44l份，收回回答完整、规范的问卷435份。2个月后第二次评定发放问卷93份，收回回答规范的问卷93份，用于评测该量表的重测信度。①儿童期虐待问卷中版的Cronbachn系数为0．64；重测信度为0．75。各分量表的Cronbachα系数为0．16～0．65，重测信度为0．27～0．73。条目间相关系数在-0．20～0．44之间。②总分与各分量表的相关系数为0．36～0．68，各分量表间的相关系数为-0．01～0．39。③验证性因素分析的指标：躯体忽视的负荷系数为0．09-0．64，有2个条目小于0．20。复相关系数为-0．21～0．82。X^2／df(2．48)；近似均方根误差(0．06)：增指指数：IFI(0．76)，CFI(0．75)，TLI(0．72)；省俭指数：PNFI(0．58)，PCFI(0．67)。结论：儿童期虐待问卷中版具有较好的信度和效度，根据验证性分析，各个指标除躯体忽视外，基本符合测量学标准，同时标准路径分析结果理想，说明该量表模型中版分量表具有较好的匹配性，具有较好的构想效度。     

儿童期虐待问卷中文版的信度及效度评估

背景目前国际公认的儿童期虐待问卷为美国心理学家Bemstein 1998年的编制版.目的建立儿童期虐待问卷28个条目量表的中文版,并分析其信度和效度.设计团体调查.单位中南大学湘雅二医院精神卫生研究所.对象于2004-10在河南省某市一所乡村中学,随机抽取8个班级共441名学生.方法用儿童期虐待问卷对441名中小学生进行测评,2个月后对其中93名学生进行重测.儿童期虐待问卷共有28个条目,分为5个分量表情感虐待;躯体虐待;性虐待;情感忽视;躯体忽视.每个条目采用5级评分1分从不;2分偶尔;3分有时;4分经常;5分总是.每个虐待分量表在5～25分之间,总分在25～125分之间.分析问卷的内部一致性、重测信度、条目间平均相关系数和总分与各分量表间的相关系数,并进行验证性因素分析.主要观察指标儿童期虐待问卷的同质信度,重测信度,效度,绝对拟合指数,相对拟合指数,省俭指数.结果现场发放问卷441份,收回回答完整、规范的问卷435份.2个月后第二次评定发放问卷93份,收回回答规范的问卷93份,用于评测该量表的重测信度.①儿童期虐待问卷中文版的Cronbach α系数为0.64;重测信度为0.75.各分量表的Cronbach α系数为0.16～0.65,重测信度为0.27～0.73.条目间相关系数在-0.20～0.44之间.②总分与各分量表的相关系数为0.36～0.68,各分量表间的相关系数为-0.01～0.39.③验证性因素分析的指标躯体忽视的负荷系数为0.09～0.64,有2个条目小于0.20.复相关系数为-0.2l～0.82.X2/df(2.48);近似均方根误差(0.06);增指指数IFI(0.76),CFI(0.75),TLI(0.72);省俭指数PNFI(0.58),PCFI(0.67).结论儿童期虐待问卷中文版具有较好的信度和效度,根据验证性分析,各个指标除躯体忽视外,基本符合测量学标准,同时标准路径分析结果理想,说明该量表模型中文版分量表具有较好的匹配性,具有较好的构想效度.     

儿童期虐待史问卷在社区人群中的信度和效度检测

背景 英国伦敦大学精神病学研究所编制的儿童期虐待史问卷在国外社区成年人群和情感障碍的患者测评中，都被证实有较好的信度和效度，但是该问卷在中国使用还需进行各种群体的信度和效度验证。目的：分析儿童期虐待史问卷在社区人群中的信效度。设计 随机选择对象，按量表信度和效度分析的原则进行实施。单位：中南大学精神卫生研究所。对象 于2003—09／2004—02选择来自湖南长沙市和河南新乡市的两个社区的成年人群608人作为社区普通人群组，发放儿童期虐待史问卷608份，剔出无效问卷8份，共计600人完成了这项调查。随机从河南省精神病院住院的抑郁性疾病患者中，抽取60例成人患者组成抑郁性疾病患者组。方法：对社区普通人群组和抑郁性疾病患者组进行了儿童期虐待史问卷测试，主要为回顾性地调查成年人在童年时是否存在躯体、性或精神方面虐待的自评量表。其中精神虐待又包括憎恶和忽视2个因子（各含8个条目）。对条目的回答被量化为5个等级分值。由受试者评定其父母是否存在施虐的情况。分值越高则表明遭受精神虐待的程度越大。社区人群经儿童期虐待史问卷评定为有儿童躯体虐待和性虐待史的40例阳性样本和评定阴性的560例样本中随机抽查40例，再行Bifuleo提供的儿童期虐待史晤谈（CECA）的评定。普通人群组中有100名还同时评定了Zung抑郁自评量表，另外有30名受试者于首次测定2周后进行重测儿童期虐待史问卷。主要观察指标：分析儿童期虐待史问卷的内部一致性，重测信度，内容及校标效度。结果：社区人群中剔出无效问卷8份后，余600例进入统计分析。①儿童期虐待史问卷的信度及重测信度：儿童期虐待史问卷的精神虐待部分的Cronbach＇s系数为．（其中母亲为0.85，父亲为0.83），其中．憎恶因子为0．84（其中母亲为0．80，父亲为0．81），忽视因子为0．85（其中母亲0．84，父亲0．83）。精神虐待的重测信度0．83（其中母亲0．81，父亲0.82），其中憎恶因子为0．81（其中母亲为0．82，父亲为0．70），忽视因子为0．79（其中母亲0．78，父亲0．75）；躯体及性虐待的两次测评的一致性好（Kappa值为0．78）。②儿童期虐待史问卷的校标效度：儿童期虐待史问卷精神虐待及憎恶、忽视因子与Zung抑郁自评量表的相关系数依次为0．58、0．55、0．60（P值均〈0．01）。儿童期虐待史问卷与儿童期虐待史晤谈评定提纲（CECA）评定躯体及性虐待史的一致性好，抑郁性患者的精神虐待分值高于社区人群的精神虐待分值（P〈0．05）。结论：儿童期虐待史问卷在社区人群中也具有较好的信、效度，在中国可作为社区人群的回顾性儿童期虐待史筛选调查的自评工具。     

高中生应付方式与儿童期虐待的关系

目的：调查高中生应付方式与儿童期受到躯体、或情感伤害以及日常照顾等方面被严重忽视即儿童期虐待的关系。方法：于2004年12月，在广东省惠州市两所普通高中，随机抽取8个班级共356名学生。采用应付方式问卷（共有100个条目，分为解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化6个分量表，每个分量表分值越高表示越倾向使用该应对方式）和儿童期虐待问卷自评量表（共有28个条目，分为5个分量表：①情感虐待。②躯体虐待。③性虐待。④情感忽视。⑤躯体忽视。每个条目采用5级评分：1分：从不；2分：偶尔；3分：有时；4分：经常；5分：总是。每个虐待分量表5-25分，总分25-125分）对356名高中学生进行测评。按儿童期虐待严重程度（以总分27分为界限）分为高分和低分两组，分析高中生应付方式与儿童期虐待的关系。由班主任组织进行团体测验。答完问卷后当场回收。结果：发放问卷356份，剔除不完整问卷21份，共收回回答完整问卷335份。①儿童期虐待问卷总分严重程度比较：儿童期虐待问卷各分量表分在5．5～11．95之间。情感忽视为11．95&;#177;4．15，居名分量表分之首。②不同性别分量表分的区别：男性高中生儿童期性虐待显著高于女性（5．76&;#177;1．78，5．25&;#177;0．82，P〈0.05）。③不同性别高中生应付方式的比较：男性较女性更多的采用退避应付方式（0．48&;#177;0．20，0．43&;#177;0，20，P〈0.05），其余项目两性之间差异不显著（P〉0，05）。④儿童期虐待高分组、低分组应付方式区别：高分组自责、幻想、退避、合理化应付方式显著高于儿童期虐待低分组（0.48&;#177;0．25，0.25&;#177;0．20；0，56&;#177;0．20，0．45&;#177;0．18；0．53&;#177;0．20，0．42&;#177;0．18；0．48&;#177;0，17，0，37&;#177;0．14，P〈0．05），而求助应付方式则显著低于低分组（0.52&;#177;0．30，0.65&;#177;0．23，P〈0.05）。解决问题应付方式两组差异不显著（0．71&;#177;0．21，0．72&;#177;0，18，P=0．93）。结论：城市高中生经历不同程度的儿童期虐待，尤其是情感忽视。他们的应付方式与儿童期虐待明显有关，儿童期虐待严重者更多的采用不成熟的应付方式。     

儿童期虐待史问卷在社区人群中的信度和效度检测

背景:英国伦敦大学精神病学研究所编制的儿童期虐待史问卷在国外社区成年人群和情感障碍的患者测评中,都被证实有较好的信度和效度,但是该问卷在中国使用还需进行各种群体的信度和效度验证。目的:分析儿童期虐待史问卷在社区人群中的信效度。设计:随机选择对象,按量表信度和效度分析的原则进行实施。单位:中南大学精神卫生研究所。对象:于2003-09/2004-02选择来自湖南长沙市和河南新乡市的两个社区的成年人群608人作为社区普通人群组,发放儿童期虐待史问卷608份,剔出无效问卷8份,共计600人完成了这项调查。随机从河南省精神病院住院的抑郁性疾病患者中,抽取60例成人患者组成抑郁性疾病患者组。方法:对社区普通人群组和抑郁性疾病患者组进行了儿童期虐待史问卷测试,主要为回顾性地调查成年人在童年时是否存在躯体、性或精神方面虐待的自评量表。其中精神虐待又包括憎恶和忽视2个因子(各含8个条目)。对条目的回答被量化为5个等级分值。由受试者评定其父母是否存在施虐的情况。分值越高则表明遭受精神虐待的程度越大。社区人群经儿童期虐待史问卷评定为有儿童躯体虐待和性虐待史的40例阳性样本和评定阴性的560例样本中随机抽查40例,再行Bifulco提供的儿童期虐待史晤谈(CECA)的评定。普通人群组中有100名还同时评定了Zung抑郁自评量表,另外有30名受试者于首次测定2周后进行重测儿童期虐待史问卷。主要观察指标:分析儿童期虐待史问卷的内部一致性,重测信度,内容及校标效度。结果:社区人群中剔出无效问卷8份后,余600例进入统计分析。①儿童期虐待史问卷的信度及重测信度:儿童期虐待史问卷的精神虐待部分的Cronbach’sа系数为0.87(其中母亲为0.85,父亲为0.83),其中憎恶因子为0.84(其中母亲为0.80,父亲为0.81),忽视因子为0.85(其中母亲0.84,父亲0.83)。精神虐待的重测信度0.83(其中母亲0.81,父亲082),其中憎恶因子为0.81(其中母亲为0.82,父亲为0.70),忽视因子为0.79(其中母亲0.78,父亲0.75);躯体及性虐待的两次测评的一致性好(Kappa值为0.78)。②儿童期虐待史问卷的校标效度:儿童期虐待史问卷精神虐待及憎恶、忽视因子与Zung抑郁自评量表的相关系数依次为0.58、0.55、0.60(P值均<0.01)。儿童期虐待史问卷与儿童期虐待史晤谈评定提纲(CECA)评定躯体及性虐待史的一致性好,抑郁性患者的精神虐待分值高于社区人群的精神虐待分值(P<0.05)。结论:儿童期虐待史问卷在社区人群中也具有较好的信、效度,在中国可作为社区人群的回顾性儿童期虐待史筛选调查的自评工具。     

中文版延续护理测评量表的信度、效度研究

目的：翻译英文版延续护理测评量表,并对形成的中文版进行信度、效度检验。方法：通过翻译、回译、专家咨询和预实验形成中文版本,电话调查200名出院后2～6周的慢性病患者,内容包括中文版量表及围出院期不良体验问卷。结果：全部条目平均内容效度指数为0．99;最终中文版量表包括17个条目,因子分析结果包含四个因子,累积方差贡献率为58．96％;总量表的Cronbach’sα系数为0．85,各因子的Cronbach’sα在0．61～0．89之间;量表得分和围出院期不良体验问卷得分之间相关系数为-0．42（P〈0．001）。结论：中文版延续护理测评量表具有良好的信度、效度,可用于国内医院延续护理质量的评价。     

中国护士工作压力源量表信度与效度分析

[目的]考核中国护士工作压力源量表的信度和效度。[方法]抽取昆明市某综合医院的护士476人，采用中国护士工作压力源量表及工作疲渍感量表（Maslach Burnout Inventory，MBI）中的情感疲倦问卷进行调查。随机抽取50人在2周后进行重测，计算该量表的重测信度；用因子分析考察量表的结构效度；计算各条目与各方面间的Pearson相关系数（r）来分析量表的内容效度；Cronbach’s alpha系数考察内部一致性。根据情感疲倦问卷得分情况，将被调查者分为高情感疲倦组与低情感疲倦组，进行独立样本t检验，考察其区分效度。[结果]因子分析结果显示，管理及人际关系方面、护理专业及工作方面、时间分配及工作量问题方面的各条目因素负荷与原量表结构基本一致；而工作环境及仪器设备方面、病人护理方面的条目的因素负荷则与原量表结构的差异较大。总量表同质信度为0．94，5个方面系数0．80～0．89；重测信度0．71～0．86；各条目与各方面间均存在一定的相关性，其中各条目与其所属方面之间相关最强；独立样本t检验证实量袁区分效度好。[结论]中国护士工作压力源量表除结构效度需要做进一步的修订外，信度及效度较好，能够较真实而稳定地反映出与护理职业关系密切的工作压力源。     

中文版成人血友病活动能力评估量表的信度和效度研究

目的 检验成人血友病活动能力评估量表(HAL)汉化后的信度和效度。 方法 对原始问卷进行翻译、回译、校对后最终形成HAL中文版,将中文版HAL及中文版关节炎生活质量测量量表2-短卷（AIMS-SF）通过直接发放问卷或邮件形式交由华中科技大学同济医学院附属协和医院血友病诊疗中心登记治疗的成人血友病患者完成填写,共发放150例问卷,搜集到98例有效问卷,应用SPSS 20.0版统计软件对数据进行处理与分析,对问卷内部一致性信度、分半信度、内容效度、结构效度、聚集效度进行检验。 结果 问卷总量表及各维度的Cronbach′s α系数均在0.7以上;总量表的分半信度r=0.970,各维度分半信度均大于0.7;各维度得分与总分及各维度条目得分与该维度得分的Pearson相关系数均大于0.6;问卷各维度间相关系数小于各维度与总量表间的相关系数;HAL总分和AIMS2-SF总分及AIMS2-SF“躯体”维度得分相关性均较好（分别为r=0.640,P<0.01;r=0.576,P<0.01）。 结论 中文版HAL具有良好的信度和效度。     

高中生应付方式与儿童期虐待的关系

目的:调查高中生应付方式与儿童期受到躯体、或情感伤害以及日常照顾等方面被严重忽视即儿童期虐待的关系。方法:于2004年12月,在广东省惠州市两所普通高中,随机抽取8个班级共356名学生。采用应付方式问卷(共有100个条目,分为解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化6个分量表,每个分量表分值越高表示越倾向使用该应对方式)和儿童期虐待问卷自评量表(共有28个条目,分为5个分量表:①情感虐待。②躯体虐待。③性虐待。④情感忽视。⑤躯体忽视。每个条目采用5级评分:1分:从不;2分:偶尔;3分:有时;4分:经常;5分:总是。每个虐待分量表5～25分,总分25～125分)对356名高中学生进行测评。按儿童期虐待严重程度(以总分27分为界限)分为高分和低分两组,分析高中生应付方式与儿童期虐待的关系。由班主任组织进行团体测验。答完问卷后当场回收。结果:发放问卷356份,剔除不完整问卷21份,共收回回答完整问卷335份。①儿童期虐待问卷总分严重程度比较:儿童期虐待问卷各分量表分在5.5～11.95之间。情感忽视为11.95±4.15,居名分量表分之首。②不同性别分量表分的区别:男性高中生儿童期性虐待显著高于女性(5.76±1.78,5.25±0.82,P<0.05)。③不同性别高中生应付方式的比较:男性较女性更多的采用退避应付方式(0.48±0.20,0.43±0.20,P<0.05),其余项目两性之间差异不显著(P>0.05)。④儿童期虐待高分组、低分组应付方式区别:高分组自责、幻想、退避、合理化应付方式显著高于儿童期虐待低分组(0.48±0.25,0.25±0.20;0.56±0.20,0.45±0.18;0.53±0.20,0.42±0.18;0.48±0.17,0.37±0.14,P<0.05),而求助应付方式则显著低于低分组(0.52±0.30,0.65±0.23,P<0.05)。解决问题应付方式两组差异不显著(0.71±0.21,0.72±0.18,P=0.93)。结论:城市高中生经历不同程度的儿童期虐待,尤其是情感忽视。他们的应付方式与儿童期虐待明显有关,儿童期虐待严重者更多的采用不成熟的应付方式。     

韶关市农村留守儿童孤独感状况调查

目的了解广东省韶关市农村地区留守儿童孤独感现状及其影响因素。方法对韶关市某地区两所农村小学3～6年级学生中的489名留守儿童采用儿童孤独量表和自编调查表进行问卷调查。结果17．6％留守儿童存在孤独感，不同性别孤独感发生率无差异性，不同年龄及不同年级间孤独感发生率差异均有极显著性（P〈0.01）；随年级增加，孤独感发生率呈下降趋势（X^2趋势=5．970，P〈0.05）。留守儿童孤独感与健康状况、学习成绩、学习困难程度、父母教育方式、父母间关系和老师教育方式等因素显著相关（P〈0.01～0．05）。结论农村地区留守儿童中存在一定程度的孤独感问题，老师和家长应以正确的态度和方法对待留守儿童，以减少其孤独感的发生。     

Determination of loss of quality of life

Physiatrists are a valuable resource in legal settings, where assessment of functional capacity to perform work and of future medical needs must be determined. Physiatrists help determine what future medical care is needed to restore and maintain an individual at the maximum level of life function. This article focuses on the use of a quality of life (QOL) rehabilitation model, rather than a medical model, for enhancing functional performance, modifying environments, and facilitating patient coping. We discuss use of the QOL model to describe and influence a patient's physical, psychological, cognitive, vocational/economic, and social/leisure domains.     

产科新生儿不同部位经皮测黄报警预值的可靠性观察

目的对比观察产科新生儿不同部位经皮胆红素（TCB）报警预值的可靠性。方法132例产科新生儿采取随机数字分组法分为正常产组和剖宫产组各66例,新生儿均于产后第4天同一时间点应用KJ8000经皮测黄仪分别测量额、胸、腹、额胸、额胸腹TCB值,TCB〉12．9mg／dl者,取得亲属同意抽取静脉血检测血清胆红素（SB）,对比分析不同部位TCB及其与sB值的差异。结果两组分别有17例或21例达到TCB报警预值。两组TCB或sB相同方法及相同部位比较,差异无统计学意义（P〉0．05）;两组TCB不同部位对比,额部值最低、胸部值最高,且与其他部位同组对比差异均有统计学意义（P〈0．01）;两组sB值对比差异无统计学意义（t=1．53,P〉0．05）,与不同部位TCB对比均以胸部数值差异无统计学意义（P〉0．05）,而与其他部位TCB两组差异均有统计学意义（P〈0．01）。结论正常产与剖宫产新生儿术后sB对比差异无意义;TCB动态监测以胸部结果更接近SB。     

The characteristics of interpretation of results of analysis of protein amount in urine of pregnant women

The adequacy of implementation of present proteinuria diagnostic thresholds under examination of pregnant women was examined. The analysis was applied to all urine samples of pregnant women from December 2009 to March 20010. The amount of protein in urine was concurrently evaluated by turbidimetric analysis with sulfosalicylic acid, colorimetric analysis with pyrogallol red, "dry chemistry" technology (the diagnostic strips). It is established that the mentioned techniques of analysis of protein in urine provide independent results. The results of colorimetric analysis are characterized by better precision and adequacy. However, in case of pregnant women the diagnostic threshold of protein concentration should be shifted from 0.120 to 0.150 g/l.     

超声评价放疗对颈动脉溃疡斑块形成的影响

目的 探讨超声在评价放疗对颈动脉溃疡斑块形成的影响的价值。方法 回顾性收集经病理学证实为头颈部肿瘤、放疗前后的颈动脉超声资料以及其他基线资料完整的患者93例,比较放疗前后放疗侧颈动脉和非放疗侧颈动脉粥样硬化斑块和溃疡斑块的总数量、平均内膜-中膜厚度、最大斑块面积、最大溃疡斑块的面积、最大溃疡口的面积。结果 放疗前后颈动脉超声检查的平均间隔时间为（6.1±1.9）年;放疗前放疗侧斑块总数量、平均内膜-中膜厚度、最大斑块面积、溃疡斑块的总数量、最大溃疡斑块的面积、最大溃疡口的面积与非放疗侧比较差异均无统计学意义（P均>0.05）;放疗后放疗侧斑块总数量、平均内膜-中膜厚度、最大斑块面积、溃疡斑块的总数量、最大溃疡斑块的面积、最大溃疡口的面积均较非放疗侧加重,差异有统计学意义（P均<0.05）。结论 放疗可导致头颈部肿瘤患者颈动脉粥样硬化斑块的形成和进展,且斑块具有易损性特点。