DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 数值实验 给定参数取值进行数值实验，其中 φ 1 ( x ) ， g 1 ( t ) ， g 2 ( t ) 已经给定， ， g 1 ( t ) = t e − t ， g 2 ( t ) = ( 1 + t ) e − 1 − t 。如果给定了 k ( x ) ， h ( x ， t ) 的值，则 f ( x ， t ) 可以由方程计算得到。本实验采用 k ( x ) 的真值为 1 + 2 x + 3 x 2 ， 的真值为 ( x + t ) e − x − t ，其中，给定的附加条件为 φ ( x ) = h ( x ， 1 ) = ( 1 + x ) e − 1 − x 。 不同数量级的网格密度对方程拟合的精确程度会产生一定的影响，下面将在5 × 5，10 × 10，50 × 50不同网格密度下进行比较(图1~图4)。 通过对实验数据进行误差分析，残差平方和表示实验所得离散数据与参数真值的连续函数的偏差程度；残差平方和除以方程的总个数所得平均残差平方和，平均残差平方和表示离散后的每一个方程与参数真值函数的偏差程度，平均残差平方和也越来越小，说明离散后的每一个方程与参数真值函数越逼近； ε 表示本文算法得到的离散点最优解与 给定真值 1 + 2 x + 3 x 2 的方差的平均值，代表本算法所的近似解的吻合程度。由表1可以看出，随着网格密度的增加，本算法所得近似解与真值的吻合程度越来越好。 在文献 [ 6 ] 中对该方程采用了最佳摄动量法进行求解计算，我们将本文所用最小二乘法所得离散数据、 图1. m = 5 ， n = 5 图2. 图3. 图4. 对比 Table 1 Average residual sum of squares under different grid densitie 离散网格数 5 × 5 10 × 10 50 × 50 残差平方和 5.4470 × 10 −4 1.9700 × 10 − 5 9.6101 × 10 − 7 平均残差平方和 1.2104 × 10 − 5 1.4071 × 10 − 7 3.5593 × 10 − 10 ε 0.6772 0.3724 0.1409 表1. 不同网格密度下的平均残差平方和 文献 [ 6 ] 中最佳摄动量所得近似解与函数真值进行对比，结果如图4所示。由于在计算过程中，作者把未知参数k(x)的函数类型限制为多项式形式，最终所得近似解与真值的吻合程度较高，而在本文中，我们并未对未知函数的类型进行限制，最终导致与其结果有一定的差异。
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user: 摘 要 研究采用瑞文测验、认知风格测验和思维风格量表对第一批参加新高考并考上大学的新生进行测试，以探讨在新高考科目选择过程中各选考科目成绩和推理能力、认知风格、思维风格的关系。结果表明，选考成绩与个体的推理能力、认知风格、思维风格存在不同程度的相关。该研究从推理能力、认知风格、思维风格三方面为研究高中生在科目选择过程中的某些心理特征提供一定可能。 关键词 :新高考，选考，推理能力，认知风格，思维风格 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 前言 2014年9月发布的《国务院关于深化考试招生制度改革的实施意见》指出，要改革高考考试科目设置(教育部，2014)。高考科目由原来的文理分科转变为3 + 3模式，该模式是指考生总成绩由统一高考的语文、数学、外语3个科目成绩和高中学业水平考试3个科目成绩组成。保持统一高考的语文、数学、外语科目不变、分值不变，不分文理科，外语科目提供两次考试机会。计入总成绩的高中学业水平考试科目，由考生根据报考高校要求和自身特长，在思想政治、历史、地理、物理、化学、生物、技术等科目中自主选择。《意见》的发布，能深刻感受到国家对人的培养的重视，新高考制度强调以学生为中心，通过赋予学生自由选择权而彰显因材施教、因材施考的教育与选拔理念(刘希伟，2016)。这一出发点充分关照学生的个体差异。但同时也给广大教育工作者、学生及家长带来一定的困惑和选择困难。学生应如何从选考的七门课程中选择适合自己的科目，又能让所选科目在之后未来的学业发展中发挥其用处。浙江作为新高考改革的试点之一，采用7选3的方式进行选考，但科目选考、多次考试实施带来的现实操作问题就是不同学科之间、不同考试次数之间的考试结果如何等值，为此，浙江省采用等级赋分方法来处理选考科目与选考次数之间的等值问题(李金波，2016)。但不可否认的是，等级赋分问题也给学生在实现自身考试成绩最大化方面带来问题。怎样的科目组合才能实现自身考试成绩最大化，成为多数学生的又一困惑点。 新高考制度改革在赋予学生更多自主权的同时也给高中生带来极大困惑。据前期问卷调查显示，有超过一半的学生表示自己不确定是否能做出合理的科目选择；部分学生在科目选择过程中存在一定的盲目性，一定程度上并未脱离原先“文科”、“理科”的框架模式，甚至有学生抱着“别人怎么选我也怎么选”的心态。根据前期调查、走访发现，学生科目选择受到多方面因素的影响，主要可以概括为自身因素(兴趣、优势科目等)、学校师资力量、家庭等方面，但学生选科缺乏一定的个体依据。基于前期调研认为，指导学生进行适合自己的科目选择是非常有必要的。有关个体心理变量可以通过相关心理测验量表来测量，这为探讨个体自身特点与科目选择之间的关系方面提供了可能。
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user: 2. 方法 2.1. 被试 本研究的被试均为第一批参加新高考后考上大学的某大学2017级新生，从不同学院、专业中随机选取被试141名，其中女生71人，男生67人，年龄为18~19岁。被试在高考选考中科目选择分布如表1所示。 Table 1 The distribution of subjects in the college entrance examinatio 物理 化学 生物 政治 历史 地理 技术 人数 76 88 85 46 42 62 25 表1. 高考选考科目选择分布情况表 2.2. 工具 思维风格量表。该量表由林丰勋博士对斯腾博格等人编制的《一般思维风格量表》所修订而成的。该量表共42题，分属十个分量表，即：主动独立型、被动执行型、分析批判型、等级秩序型、多头并进型、随意无拘型、整体抽象型、自由开放型、任务导向型和人际导向型。量表采用李克特式7点计分，1表示完全不符合；2表示比较不符合；3表示有些不符合；4表示介于符合与不符合之间，说不清楚；5表示有些符合；6表示比较符合；7表示完全符合。每一个分量表的平均分为该量表的得分。据作者的报告(林丰勋，2004)，十个分量表的克隆巴赫a系数分别为0.885、0.872、0.897、0.857、0.820、0.775、0.822、0.828、0.867、0.877，说明问卷具有较高的信度。量表的各项拟合指标为：X 2 = 2188.934、df = 806、X 2 /df = 2.716、GFI = 0.902、AGFI = 0.890、NFI = 0.816、IFI = 0.875、TLI = 0.866、CHI = 0.874、RMSEA = 0.047，表明该量表具有较好的结构效度。 认知风格测验。利用图形镶嵌测验来判断被试的认知风格，该测验分为简单图形和复杂图形两个部分，1~7题为简单图形，答对一题记1分，8~25题为复杂图形，8、9、11、12、15、16、17、19、20、22、23答对一题得6分，10、13、14、18、21、24、25答对一题得7分，最后根据总得分来判断被试认知风格的倾向性。 瑞文测验联合型。该测验为非文字智力测验，材料是由72幅图案构成72个测题的一本图册，内分六个单元(A、A B 、C、D、E)。该测验采用二级评分，即答对给1分，答错给0分，最高分为72分，被试在这个测验上的得分就是他通过的题数，通过常模转换分获得最终得分。该测验实测方便，既可个别实施，也可团体进行。 2.3. 数据处理 将有效问卷的数据录入电脑，运用SPSS17.0进行数据处理。
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user: 3. 结果 3.1. 高考选考科目成绩与推理能力之间的相关分析 首先我们考察被试在高考成绩与其推理能力之间的关系。表2显示选择物理该科目的学生其推理能力平均分(M = 110.18)高于其他选考科目的推理能力得分。对推理能力得分与各科选考成绩进行相关分析，结果发现物理、化学、地理与推理能力呈正相关，但其相关性均不显著；而生物、政治和历史与推理能力呈负相关，其中生物和政治与推理能力存在显著的负相关(p < 0.05)。具体情况见表2。 Table 2 Results of correlation analysis of subjects and reasoning ability in college entrance examination subject 科目 高考成绩(M ± SD) 推理能力(M ± SD) Pearson相关 物理 82.00 ± 6.93 110.18 ± 13.76 0.007 化学 84.02 ± 7.04 107.06 ± 16.23 0.027 生物 86.74 ± 5.56 106.59 ± 16.40 −0.265 * 政治 89.68 ± 5.34 105.56 ± 15.85 −0.393 * 历史 89.76 ± 5.07 104.82 ± 13.53 −0.172 地理 86.59 ± 5.45 105.96 ± 15.11 0.115 表2. 高考选考科目成绩和推理能力的相关分析结果表 * 在0.05水平上(双侧)显著相关。 3.2. 高考选考科目成绩与认知风格类型之间的相关分析 其次，我们对认知风格类型和各科高考成绩进行相关分析，结果发现物理、化学、生物等七科成绩均与认知风格存在相关，其中历史科目成绩与认知风格存在显著相关(p < 0.05)。具体结果见表3。 Table 3 Results of correlation analysis of subjects and types of cognitive styles in college entrance examinatio 科目 Eta P 场依存型 (M ± SD) 场独立型 (M ± SD) 物理 0.104 0.383 81.11 ± 6.60 82.53 ± 6.60 化学 0.140 0.216 82.85 ± 6.91 84.81 ± 7.07 生物 0.003 0.978 86.03 ± 6.29 86.07 ± 6.24 政治 0.099 0.517 88.82 ± 5.08 89.83 ± 5.06 历史 0.385 0.014* 91.32 ± 4.46 87.00 ± 5.95 地理 0.104 0.437 86.78 ± 5.25 86.62 ± 5.23 技术 0.207 0.321 88.33 ± 4.88 90.44 ± 5.09 表3. 高考选考科目成绩和认知风格类型的相关分析结果表 * 在0.05水平上(双侧)显著相关。 3.3. 高考选考科目成绩与思维风格类型之间的相关分析 接着，我们对高考各选科成绩与思维风格类型进行相关分析。结果发现生物成绩与被动执行型、任务导向型存在显著负相关(p < 0.05)，政治成绩与主动独立型存在显著负相关(p < 0.05)，政治成绩与任务导向型存在非常显著负相关(p < 0.01)。具体检验结果见表4。 3.4. 高考选考科目成绩与推理能力、认知风格类型、思维风格类型之间的回归分析 最后，在相关分析的基础上，我们进行回归分析。即以各科成绩为因变量，以认知风格、推理能力、思维风格各维度为自变量。结果发现，自由开放型对物理成绩有显著影响(p < 0.05)，主动独立型对生物成绩有显著影响(p < 0.05)。具体检验结果见表5。
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user: 4. 讨论 4.1. 历史选考成绩与认知风格的关系 认知风格是指个人所偏爱使用的信息加工方式。1962年，美国心理学家Witkin提出了场独立、场依 Table 4 Results of correlation analysis of subjects and types of thinking styles in college entrance examinatio 思维风格类型 物理 化学 生物 政治 历史 地理 技术 主动独立型 −0.028 0.001 −0.187 −0.303 * −0.002 0.034 0.175 被动执行型 −0.044 −0.187 −0.227 * 0.070 −0.257 0.104 −0.254 分析批判型 0.046 0.028 0.094 0.095 −0.189 −0.005 −0.031 等级秩序型 0.016 −0.152 −0.197 −0.254 −0.266 0.134 0.094 多头并进型 −0.173 0.030 0.041 0.136 −0.092 −0.143 −0.109 随意无拘型 0.002 −0.056 −0.080 −0.080 0.030 −0.100 0.126 整体抽象型 −0.022 −0.105 −0.062 0.177 0.052 −0.237 −0.007 自由开放型 0.078 0.134 −0.023 −0.199 −0.112 −0.099 0.000 任务导向型 0.011 −0.038 −0.218 * −0.392 ** −0.025 −0.019 0.189 人际导向型 −0.129 −0.177 −0.109 0.186 −0.230 −0.047 −0.183 表4. 高考选考科目成绩和思维风格类型的相关分析结果表 * 在0.05水平上(双侧)显著相关， ** 在0.01水平上(双侧)显著相关。 Table 5 Cognitive style， reasoning ability， thinking style and the results of selected examinations by linear regression analysis (Beta 科目 认知 风格 推理 能力 主动 独立型 被动 执行型 分析 批判型 等级 秩序型 多头 并进型 随意 无拘型 整体 抽象型 自由 开放型 任务 导向型 人际 导向型 物理 0.226 0.169 −0.142 −0.092 0.323 .000 −0.297 −0.162 0.055 0.628 * −0.060 −0.362 化学 0.242 0.062 0.000 −0.076 −0.072 −0.081 −0.050 0.188 0.057 0.295 −0.073 −0.222 生物 0.182 −.322 −0.272 * 0.237 0.043 0.007 −0.026 −0.094 0.066 0.084 −0.031 −0.249 政治 −0.104 −0.127 0.114 0.019 0.142 −0.423 0.190 0.174 0.260 0.016 −0.626 −0.137 地理 −0.043 −0.130 0.050 0.188 0.055 0.046 0.018 −0.227 −0.317 −0.169 0.314 .0038 表5. 认知风格、推理能力、思维风格与各科选考成绩线性回归分析结果(Beta) 存的概念。场依存型是指在进行信息处理的过程中，个体更多依赖于外在参照物或外部环境信息，场独立型是指个体更倾向于自身内部的线索来处理信息。场依存型——场独立型不是一种能力维度，不是一种价值维度，也不是一种心理健康维度，而是反映了横跨能力、价值观和态度之间的认知方式，并无优劣之分(心理学百科全书(中卷)，1996)。认知风格的理论研究及其发展在教育领域具有重要价值。有研究结果表明，大学生在选择专业与其自身的认知风格存在一定的关系。偏向于场依存型的人更倾向于选择人文科学、社会学等领域，偏向于场独立型的人更倾向于选择自然科学、工程、建筑等领域。前人的研究结果也带给我们一定的启发，在引导高中生科目选择过程中我们可以结合学生自身的认知风格对其科目选择进行一定的指导。 在本研究中我们发现，场依存型、场独立型的认知风格均与被试学业成绩存在相关，特别是不同认知风格的被试在历史科目成绩上存在显著相关(p < 0.05)。场依存型被试的历史成绩高于场独立型被试的历史成绩。历史具有过去性，所以掌握时空观念是学好历史的基础。历史时空观念要求将历史事物置于具体的时空框架中，分析了解历史事物之间的关联和逻辑关系(吴新枚，2018)。历史科目的学习强调历史核心素养的培养及其史学观的形成，更注重历史知识的体系构建，需要在分析问题、解决问题过程中调动各方面知识，注重历史学习过程中的整体性思维。 4.2. 生物、政治成绩与推理能力、思维风格的关系 推理能力是一种重要的思维能力，瑞文推理测验采用图形推理的形式来间接地了解被试的推理能力。推理能力对个体在科目选择过程中会产生一定影响。“思维风格”这一概念最早是由斯滕伯格提出的，其认为思维风格是指人们所偏好的思维方式。思维风格不等同于能力，而是个体倾向的运用自身能力的一种方式(Sterberg， 1997)。林丰勋对斯腾博格等人编制的《一般思维风格量表》进行修订形成《一般思维风格量表》(中文修订版)，从个体的心理自我调控的功能、形式、水平、范围、倾向等方面划分成十个分量表。有研究结果显示，文理科学生在思维风格的选择上存在一定的差异。付小连的研究表明，在语文、数学、英语、政治、历史、地理、物理、化学、生物这9门课中高分学生与低分学生在思维风格上存在显著差异(付小连，2005)。从某中程度上说，思维风格的倾向性在高中生科目选择的过程中能够为其提供一个参考依据，选择与自身思维特点更相符的科目。在此研究中发现，生物成绩与被动执行型、任务导向型存在显著负相关(p < 0.05)，政治成绩与主动独立型存在显著负相关(p < 0.05)，政治成绩与任务导向型存在非常显著负相关(p < 0.01)。该研究结果与前人研究结果存在共同点，但对于其他科目的影响与某种心理特质之间的关系仍需进一步探讨。 根据相关解释发现主动独立型个体更喜欢富有创造性的解决问题，喜欢按自己的方式解决问题；被动执行型个体喜欢按程序做事，更注重做事过程中的程序；任务导向型的个体倾向于独立工作，更关注与自身内心世界。生物科学是研究生命现象和生命活动规律的科学，是以实验为基础的自然科学。中学生物实验对于培养学生动手实践能力、科学探究能力、创新能力具有重要意义(郝琦蕾 & 李妙娜，2016)。生物的学习强调主动观察、尝试、探讨，注重学生发散性思维的培养。高中政治学科的学习具有较强的理论性(杨友梅，2013)，在学生学习过程中不仅需要关注教材中所传达出的政治原理、政治观点，还需关注当代时事热点。在教学过程中，教师需要把握新旧知识之间的联系，构建理论与实际的知识体系网络。良好的政治学习强调思路清晰、层层递进分析问题，以一种全局观解决问题。政治科目的学习不是关起门来，更需要在讨论、交流过程中加深对某一理论、观点的理解。
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user: 5. 结论 1) 推理能力与选考成绩之间存在相关。具体表现为物理、化学、地理与推理能力呈正相关，生物、政治和历史与推理能力呈负相关。 2) 认知风格与选考成绩之间存在相关关系。着重表现为认知风格为场依存型的个体在其历史成绩上占有优势。 3) 思维风格与选考成绩之间存在相关关系。具体表现为：生物成绩与任务导向型存在显著负相关，政治成绩与主动独立型存在显著负相关，政治成绩与任务导向型存在非常显著负相关。
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user: 摘 要 随着城镇化、工业化进程的推进，不可降解的废旧轮胎以及塑料薄膜数量逐年增加，这些废旧材料的随意丢弃不仅污染环境，而且对人类的健康造成威胁。本研究以废旧橡胶粉和再生PE作为添加剂，对基质沥青进行复合改性处理，并通过软化点、针入度、延度及劲度模量等指标评价其高低温性能。运用极差法对两种添加剂的改性作用进行了敏感性分析，结果表明：再生PE主要提升复合改性沥青高温稳定性，但是降低了沥青的低温抗裂性；废旧胶粉显著提高了沥青的低温抗裂性，但是对高温稳定性提升不明显。最终，通过复合改性处理，不仅能提高沥青的高温稳定性，而且可以明显提高沥青的低温抗裂性能。 关键词 :橡胶粉，再生PE，沥青，复合改性，车辙 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着我国汽车保有量的提高，随之而来的废旧轮胎数量急剧增加，如果仅对废旧轮胎进行简单的堆放或掩埋，不仅对空气及土壤环境造成严重污染，同时轮胎中的有毒挥发物质也会对人体健康产生威胁 [ 1 ]。同时，我国农村地区温室塑料大棚数量逐年增多，产生了大量的废旧塑料薄膜，这种不可降解的高分子材料随意丢弃形成的“白色污染”也愈演愈烈。因此，对废旧轮胎和废旧塑料薄膜的再生利用成为广大科技工作者研究的热点 [ 2 ]。 在道路工程领域，有研究表明：废胎橡胶粉可以显著提升沥青的高温性能、低温抗裂性能、弹性恢复性能、抗疲劳性能以及抗老化性能 [ 3 ] ；废旧塑料薄膜的再生品—再生PE作为一种热固性材料，可以显著提高沥青的高温模量和抗老化性能，又可以改善沥青的韧性 [ 4 ]。采用废旧橡胶粉、再生PE对道路用沥青进行改性，能够替代目前广泛使用且价格昂贵的SBS (苯乙烯丁二烯共聚)和SBR (丁苯橡胶)等聚合物沥青改性剂 [ 5 ] [ 6 ] ，这种改性方式在节约资源、降低成本、保护环境方面具有非常重大的意义。综合两者作为沥青改性剂对沥青各项性能的提升作用，利用废旧橡胶和再生PE对沥青进行复合改性已经成为新的研究热点。 方长青等通过再生聚乙烯和胶粉对沥青进行复合改性，研究发现复合改性沥青比聚乙烯改性沥青性的整体性能优越，整体性能的提升主要来自于胶粉的剪切屈服和胶粉相互间的联结。通过微观分析发现胶粉改性的过程属于物理改性 [ 7 ]。Navarro等通过对较高掺量的PE/胶粉复合改性沥青热力学性质的研究，提出经过PE和胶粉的复合改性，实现了改性沥青在整个使用温度区间内性能的提升 [ 8 ]。欧阳春发通过研究相容剂对低密度聚乙烯(LDPE)/胶粉复合改性沥青性能的影响，提出在LDPE/胶粉复合改性沥青中，沥青的硬度和拉伸强度会随着胶粉含量的增加而下降，而延度则会增加，印证了可以通过相容剂改善LDPE/胶粉复合改性沥青的性能 [ 9 ]。 国内外大量研究表明，向沥青中添加聚乙烯、橡胶粉等可以显著改善沥青的高温、低温稳定性能。相比于普通沥青路面，聚合物改性沥青路面在抗永久变形、低温抗裂、耐久性等方面都具备更优良的性能。采用添加废旧胶粉、PE等对普通沥青进行改性，不仅能生产出路用性能优异的改性沥青，还可以实现对废旧塑料、橡胶等聚合物的回收利用，减小对生态环境造成的污染，具有显著的环境效益。 虽然已有研究表明胶粉-PE复合改性整体性能优异，但胶粉-PE复合改性中每种改性剂对各项性能指标的影响程度研究较少。本研究采用再生PE与废旧轮胎橡胶粉末作为沥青改性剂，研究胶粉/PE复合改性沥青的性能及每种改性剂对各项性能指标的贡献。提出胶粉和PE单组份、双组份不同掺量下沥青三大基本性能指标：针入度、软化点、延度的变化规律及每种改性剂对三大指标的贡献度，探讨复合改性沥青的高低温性能的影响规律。
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user: 2. 试验原料和方法 2.1. 主要试验原料与设备 试验用基质沥青为山东华瑞道路材料技术有限公司生产的70号沥青。根据《公路沥青路面施工技术规范(JTGF400-2004)，该沥青各项指标均符合道路石油沥青A级技术要求，主要技术指标见表1。 Table 1 70 performance index of base asphal 项目 性能指标 针入度/(10 −1 ) 68 针入度指数PI −0.62 延度(15℃)/cm >100 延度(10℃)/cm 35 软化点(环球法)/℃ 46.2 密度(15℃)/g/cm 3 1.035 表1. 70号基质沥青性能指标 根据现有研究，对于橡胶改性沥青一般采用细度为40~80目的橡胶粉作为改性剂，本试验选用的废旧橡胶粉细度为40目，经检测主要成分为丁苯橡胶与聚异戊二烯，其组成如表2所示。PE颗粒是以废旧温室大棚塑料薄膜为原材料经双螺杆挤出机高温制备的再生PE颗粒，其主要成分为聚乙烯。两种添加剂的形貌见图1。 Table 2 Physical and chemical composition of waste rubber powde 橡胶烃 炭黑 灰分 丙酮抽出物 水分 纤维 59.00 33.65 6.04 4.22 0.21 <1.00 表2. 废旧胶粉的物理化学组成 图1. 两种添加剂的形貌(a)废旧胶粉、(b)再生PE颗粒 改性沥青制备使用英国Silverson公司生产的L4RT型沥青高速剪切机；对于沥青针入度(25℃)试验使用上海昌吉地质仪器有限公司生产的SYD-2801 E型沥青针入度试验器、延度(15℃)试验使用LYY-9B型调温调速沥青测力延伸度仪、软化点试验使用SYD-2806 F型全自动沥青软化点试验器。低温弯曲梁试验(BBR)BBR试验(−18℃)使用美国CANNON公司生产的9728-v35型弯曲梁流变仪。 依据JTG E20-2011《公路工程沥青及沥青混合料试验规程》T0604-2011、T0605-2011、T0606-2011、T0627-2011，分别对基质沥青及复合改性沥青的针入度、延度、软化点(环球法)、蠕变劲度模量(S值)和m值(弯曲梁流变仪法)进行测定。 2.2. 废旧胶粉/再生PE复合改性沥青的制备 选定单组份废旧胶粉掺量为4%、7%、11%、15%，再生PE掺量为4%、5%、6%、7%各四个水平。双组份复合选定废旧胶粉掺量为7%、11%、15%，再生PE掺量为5%、6%、7%各三个水平，并与基质沥青性能作为对比，共18组试验。 复合改性沥青制作方法为：先将一定量的70号基质沥青倒入不锈钢容器并放入烘箱加热至135℃熔融状态，将一定量的再生PE颗粒和废旧胶粉加入熔融的沥青中搅拌均匀并放入烘箱中160℃保温30 min进行初步溶胀。将保温后的沥青用电炉加热至180~190℃并在速度为5000 r/min高速剪切1 h，使胶粉及PE颗粒分散均匀，粒度降低。最后将制备好的复合改性沥青进行分装，进行性能指标评价。
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user: 4. 结论 1) 较高掺量下废旧胶粉对复合改性沥青的针入度无影响，极差分析得出再生PE是引起复合改性沥青针入度下降的主要原因。 2) 废旧胶粉对复合改性沥青延度起提高作用，再生PE对延度起降低作用，极差分析得出再生PE对延度降低的影响大于废旧胶粉对延度升高的影响。 3) 从表征沥青高温性能的软化点指标可以看出，废旧胶粉对复合改性沥青高温性能的提升有限，再生PE使软化点指标提升显著。极差分析得出再生PE对复合改性沥青高温性能的提升起决定性作用。 4) 从表征沥青低温抗裂性能的蠕变劲度和m值可以看出，废旧胶粉提升复合改性沥青的低温抗裂性，再生PE使低温抗裂性能降低。极差分析得出废旧胶粉对沥青低温抗裂性升高的作用大于再生PE的降低作用。 5) 通过废旧胶粉与再生PE的复合改性，不仅能提高沥青的高温抗车辙性能，同时改善了其低温抗开裂性能。
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user: 摘 要 家庭环境对个体的社会适应影响重大，个体的情绪表达可能是家庭环境发挥影响的一个内在机制。本研究采用家庭亲密度和适应性量表、大学生社会适应量表和情绪表达性量表调查了500名大学生社会适应的基本特点，并探讨个体情绪表达在家庭内环境与大学生社会适应间的中介作用。结果发现：家庭内环境既可以直接促进大学生社会适应，也能通过个体情绪表达间接促进，三者之间是部分中介的关系。 关键词 :家庭内环境，大学生，大学生社会适应，情绪表达 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 社会适应水平是衡量大学生心理是否健康的标准之一，也是高校心理学和教育学工作者的研究重点(Hannum & Dvorak， 2004)。社会适应指个体逐渐地接受现有社会的道德规范与行为准则，与社会环境达到和谐共处的平衡状态，它是个体开展社会活动的前提和必要准备(李晓巍，邹泓，& 曲可佳，2008)。大学阶段是个体社会化发展的关键期，也是能力形成的转折期，资料显示，10%~30%的大学生会出现各种心理问题，预防和解决大学生心理问题的有效策略之一就是提高大学生的社会适应能力(张大均，2014；张强，陈丽娇，& 赵虎，2004)。良好的社会适应能帮助个体更好地面对社会压力，以及承担自己的社会责任(江巧瑜，许能锋，& 曹建平，2010)。已有研究已经从个体特质的角度对大学生社会适应进行了丰富的探索，但是从家庭因素出发的研究相对少见。因此，本研究将从家庭内环境的角度，对这一问题进行补充和拓展。 家庭的内部环境是个体社会化的核心，它对每个人的成长起着决定性作用，也影响着个体的大学生社会适应能力(胡韬 & 郭成，2013)。家庭环境包括影响个体身心健康成长的内外因素之和(索淑艳 & 索变利，2017)，外(硬)环境一般指家庭居住地、家庭结构、经济状况、父母文化程度和职业等，内(软)环境一般指家庭文化、亲子关系、家庭互动等(白丽英，2003)。在本研究中，家庭内环境主要体现于家庭互动过程中的亲密性和适应性。在良好的家庭内环境中，家庭成员间有着较高的亲密度和情感表达，个体可以从家庭内部获得的社会支持，进而在大学阶段表现出更高的社会适应水平(张文娟，邹泓， & 梁钰苓，2012)；在不良的家庭内环境中，个体无法从家庭内部获得足够的亲密体验和社会支持，大学阶段的适应能力低于正常水平(柴江 & 许庆豫，2015)。在McCurdy和Scherman (1996)的研究中发现，完整家庭的大学生比离异或再婚家庭的大学生表现出更好社会适应性，因为完整家庭通常能为个体提供更好的内部环境。由此可见，家庭内环境对个体的社会适应具有重要影响(Soenens & Vansteenkiste， 2005)。 个体的情绪表达同样也是影响个体社会适应的一个重要因素。情绪表达通常指个体将自己在社会环境中感受到的情绪体验通过言语或非言语的形式表现出来，继而影响个体在社会交往中的角色和行为(Kalisch，Wiech，Critchley，Seymour，O’Doherty，Oakley，& Dolan，2005；Saito，Klibert，& Langhinrichsenrohling，2013；Moreno，Bauer，Yanez，Jorge，Maggardgibbons，& Stanton，2016)。作为情绪的外在表现，情绪表达具有适应作用和信号功能。积极方式的情绪表达通常有助于个体的人际关系，减少个体与他人相处时的矛盾冲突(Salovey， Stroud， Woolery， & Epel， 2002)；经常抑制情绪表达的人不容易建立亲密的社交关系，交往程度较低(Gross & John， 2003)；情绪表达能力弱或情绪表达不畅则会影响他人对个体情绪的识别和理解，减少个体的人际支持，降低社会适应水平(Benzur & Zimmerman， 2005; King， 1998)。由此可见，个体的情绪表达能力对大学生的社会适应有重要影响。 从已有研究来看，个体的情绪表达会受到家庭内环境的影响。基于社会学习理论，个体会通过观察父母等家庭成员之间的互动方式，形成自己的情绪表达方式(吴燕霞，卢家楣，& 谢庆斌，2017)。家庭内环境中的亲密性和适应性越高，成员之间的互动方式就越积极，情绪表达也更加好。已有研究显示，个体所处家庭适应性越高，越愿意表达积极的情绪体验(翟天宇，吕厚超，& 黄志慧，2014)；家庭成员间的亲密度越低，孩子的情绪表达就越孤僻(邓丽芳 & 郑日昌，2003，2013)。父母的情感支持也会增加孩子的积极情绪表达，并通过建设性地帮助他们处理焦虑、抑郁或愤怒等消极情绪，减少孩子的消极情绪表达(Wills & Cleary， 1996)。 综上所述，个体的情绪表达可能是家庭内环境影响个体大学社会适应的一个内在机制。良好的家庭内环境一方面可能直接提高个体在大学阶段的社交适应水平，另一方面可能通过增加个体的积极情绪表达，减少消极情绪表达，进而间接地促进个体的大学人际关系水平，提高个体的社交适应水平。为了验证该机制的存在，本研究以大学生为研究对象，分析和验证大学生家庭内环境、个体情绪表达和社会适应三者之间的中介关系，并拟建立中介模型(如图1所示)。 图1. 家庭内环境、个体情绪表达与大学生社会适应关系模型
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 采用随机抽样的方法，选取贵州省本科在校大学生500人。共获得有效样本400人(有效率：94%)，其中男生102人(约占25.50%)，女生287人(约占71.80%)，缺失11人，平均年龄20~22岁(M = 20.65; SD = 1.62)。样本年级分布上，大一42人(10.50%)、大二171人(42.80%)、大三150人(37.50%)、大四27人(6.80%)，缺失10人；样本家庭住址分布上，城市52人(18.30%)、农村338人(79.30%)，缺失10人；样本独生与否的分布上，独生52人(13.00%)、非独生317人(84.50%)，缺失10人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 家庭内环境 本研究采用的家庭亲密度和适应性量表中文版费立鹏等人在1991年修订(费立鹏，沈其杰，郑延平，赵靖平，蒋少艾，王立伟， & 汪向东，1991)，原版则由Olson等人在1982年编制而成。该量表为自我评定量表，共包括30个项目，采用5级评分方式，由被试从1“不是”到5“总是”在5个等级上进行评定。此量表分为两部分，一部分是家庭的现状，另一部分是家庭的理想状况，问题是一样的，但选择不同，现状和理想状况的得分之差的绝对值表示对家庭亲密性、适应性的不满意程度，两值差异越大，对家庭的不满程度越大。在本研究中，只要求被试回答现实的家庭情况，因为本研究主要是探讨影响大学生社会适应的家庭因素。数据显示，家庭亲密度和适应性总量表的克隆巴赫信度系数α为0.87；两个分维度中亲密度维度的α为0.76、适应性维度的α为0.77。 2.2.2. 大学生社会适应 本研究采用的《中国大学生适应量表》是由方晓义等人于2005年编制而成(教育部《大学生心理健康测评系统》课题组，方晓义，沃建中， & 蔺秀云，2005)。该量表共包含60个项目和7个维度，为自我评定量表，采用5级评分方式，由被试从1“不同意”到5“同意”在5个等级上进行评定，得分越高，说明该学生在现阶段学习生活中的适应现状越好。数据显示本量表的克隆巴赫信度系数α值为0.87。 2.2.3. 个体情绪表达 本研究采用的《情绪表达性量表》是由Kring，Smith和Neale等人编制、陈会昌等译定而成的(Burger & 陈会昌，2004)。量表采用五级评分方式，由被试从1“不是”到5“总是”在 5个等级上进行评定。该量表共包括17个项目，涵盖了正向计分和反向计分两种计分方式，其中“别人不容易看出我的情感怎样”、“即使我正在体验着强烈的情感，我也不会把它们表现出来”等11个项目为反向计分；“我认为我自己是一个爱表达情绪的人”、“人们可以看出我的情绪状况”等6个项目为正向计分。正向计分的得分越高，说明被试越乐于表达；反向计分的得分越高，说明被试的抑制表达越高，但因为是反向，也正说明被试的乐于表达性越高。在数据分析环节，首先将反向计分的对应题目进行调整，然后进行总分计算，最后才与其他变量进行描述性统计和中介检验。分析结果显示此量表的克隆巴赫信度系数α值为0.74。 2.3. 数据分析 对所收集到的数据进行人工录入校对后，采用SPSS19.0软件包进行统计分析，并采用Preacher和Hayes的Bootstrapping中介效应检验Process插件，对本研究中变量的中介关系进行探讨分析，该插件提供中介效应95%置信区间估计。
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user: 3. 结果 3.1. 共同方法偏差检验 采用Harman单因素法检验本研究中的共同方法偏差，结果显示c 2 = 17375.55，df = 5671，c 2 /df = 3.06，提取平方和载入的方差百分比为13.86%，百分比不超过40%，即不存在明显的共同方法偏差。 3.2. 描述性分析 本研究中各变量得分及相关情况如表1所示，家庭内环境、个体情绪表达与大学生社会适应呈显著正相关。 对家庭内环境、个体情绪表达与大学生社会适应在性别等各类人口学变量上进行差异性检验，结果均不显著，故本研究不在后续分析中另设控制变量。 3.3. 中介效应检验 为了探究个体情绪表达在家庭内环境与大学生社会适应之间是否起到中介作用，本研究采用Preacher Table 1 Correlation analysis between family internal environment， individual emotional expression and college students’ social adaptatio 观测变量 M SD 家庭内环境 个体情绪表达 家庭内环境 111.45 15.07 个体情绪表达 51.09 7.49 0.17 ** 大学生社会适应 6.36 1.65 0.39 ** 0.16 ** 表1. 家庭内环境、个体情绪表达与大学生社会适应的相关分析 注： ** 在0.01水平(双侧)上显著相关。 和Hayes的Bootstrapping中介效应检验方法进行检验，该方法提供中介效应的95%置信区间估计(Preacher & Hayes， 2008)，结果发现，家庭内环境对个体情绪表达的直接效应显著(a = 0.08， SE = 0.02， t = 3.37， p < 0.05， 95%CI [0.03，0.13])；个体情绪表达对社会适应的直接效应显著(b = 0.02， SE = 0.01， t = 0.01， p < 0.05， 95%CI [0.01，0.04])；家庭内环境对大学生社会适应的直接效应显著(c’ = 0.04， SE = 0.01， t = 0.01， p < 0.05， 95%CI [0.03，0.05])；家庭内环境通过个体情绪表达预测大学生社会适应的间接效应显著(effect = 0.0018， SE = 0.01， p < 0.05， 95%CI [0.00*，0.01])，中介效应值为a × b = 0.0016，具体见图2。 图2. 个体情绪表达与家庭内环境、大学生社会适应的关系
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user: 4. 讨论 本研究对家庭内环境、个体情绪表达和大学生社会适应三者间的中介关系进行了分析和验证，结果显示，家庭内环境可以提高个体的情绪表达能力，从而提高大学生的大学生社会适应水平，也可以直接影响大学生的大学生社会适应，个体情绪表达在三者之间起部分中介作用。 在本研究中，家庭内坏境与大学生社会适应呈显著相关，家庭内环境越融洽，大学生的社会适应能力越高，这与国内的研究结论一致(张强，陈丽娇， & 赵虎，2004；张文娟，邹泓， & 梁钰苓，2012)。已有研究指出，在良好的家庭关系中，孩子能与父母拥有更多的互动、体验更多的亲密关系、获得更多的社会支持，同时社会适应能力也可以得到提升；在这个基础上，本研究进一步补充和说明家庭内环境对大学生社会适应的积极影响，即父母与子女的关系越和谐，孩子在社会生活中的适应能力表现得越突出(柴江 & 许庆豫，2015；李武，郝伟，& 苏中华，2005)。因此，家庭内环境作为个体社会化的核心，能促使个体更好的展现自我，拥有完善的心理状态，并最终使他们的大学生社会适应状况更好。 本研究的结果还显示个体情绪表达对大学生的社会适应有积极预测作用。已有研究表明个体情绪表达具有适应作用，大学生社会适应状况是否良好和个体情绪表达有着紧密关联，当面对社会压力、承担社会责任时，善于将积极情绪表达出来的人能够减少与他人的冲突，获得更多人际支持，从而建立良好的人际关系，以此来提高个体的社会适应水平(King， 1998; Salovey， Stroud， Woolery， & Epel， 2002; Benzur & Zimmerman， 2005)。在本研究中，个体情绪表达得分越高，大学生越可以更好的进行社会适应，该结果与上述研究一致。 社会适应是个体开展社会活动的前提，在本研究的中介效应检验中，我们发现家庭内环境可以直接影响大学生的社会适应，同时也可以通过增强个体的情绪表达能力，来提高大学生的社会适应水平。对大学生群体来说，该结果佐证了家庭内环境和情绪表达对社会适应的重要性，为他们进行更好的社会适应提供了新的理论支持(Gross & John，2003；李彩娜，张曼，& 冯建新，2010；李晓巍，邹泓，& 曲可佳，2008；江巧瑜，许能锋，& 曹建平，2010；邓丽芳 & 郑日昌，2003，2013)，具体来说，家庭内环境越好的学生，其社会适应状况越好；同时家庭内环境越好的学生，他们的情绪表达能力也更好，最终令他们的大学生社会适应也更好。 本研究数据皆为横向数据，无法追踪大学生在在校期间以及离校工作后的大学生社会适应状况，以及家庭内环境与个体情绪表达是否在大学生离校就业后对其大学生社会适应产生同样的影响。大学生阶段是个体面向社会的准备期，今后的研究方向可以结合毕业后的工作和生活表现，对大学生社会适应进行更深入的研究。
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user: 5. 结论 1) 家庭内环境、个体情绪表达与大学生社会适应呈显著正相关。 2) 个体情绪表达在家庭内环境于大学生社会适应之间起部分中介作用。
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user: 摘 要 用整群抽样的方法对初一至初三三个年级的280名初中生进行了为期9个月的追踪研究，建立交叉滞后模型，来探寻人际开放与反应性攻击的相互预测关系。结果表明：1) 人际开放与反应性攻击行为间呈显著的负相关；2) 交叉滞后模型结果显示，人际开放与反应性攻击之间可以相互预测，即人际开放既可以同时间预测反应性攻击，也可以跨时间预测反应性攻击行为；同样，反应性攻击既可以同时间预测人际开放，也可以跨时间预测人际开放。 关键词 :人际开放，反应性攻击，交叉滞后 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 在心理学中，攻击被界定为以伤害某个想逃避此种伤害的个体为目的的任何形式的行为(Anderson & Bushman， 2002)。有攻击倾向的青少年常常伴有执行认知功能降低，同伴关系不良，以及成年后期会出现焦虑、抑郁等不良心理内化症状(Fite， Rubens， Preddy， Raine， & Pardini， 2014)，以及酒精及物质滥用，社会适应不良，甚至出现严重的反社会行为(Cleverley， Szatmari， Vaillancourt， Boyle， & Lipman， 2012)，给自己、家庭和社会造成严重的不良后果。因此，探索有关攻击行为的影响因素，预防和干预青少年早期的攻击行为显得尤为重要。 之前的研究更多地关注到青少年早期的攻击行为对成年后的外化行为问题的影响，而忽视了早期的青少年攻击行为对成年后的内化症状的消极影响。而在当代社会中，诸如焦虑、抑郁等内化症状更为普遍地威胁和影响成年人的精神生活。前人研究显示，主动性攻击与青少年的外化行为问题有关(Miller & Lynam， 2006)，而反应性攻击则与青少年的内化症状关系更为密切(Fite， Rubens， Preddy， Raine， & Pardini， 2014)。因此，本研究将以反应性攻击作为研究重点，探索影响反应性攻击的主要因素及其内部机制。根据攻击行为的意图，攻击被分为反应性攻击(reactive aggression)和主动性攻击(proactive aggression) (Dodge & Coie， 1987)。反应性攻击以挫折攻击理论为基础，是指个体在经受了或知觉到激起刺激后对激惹者的一种防御性、报复性的攻击反应(Dodge & Coie， 1987)。反应性攻击是在外部敌意性环境的驱动下发生的，其功能在于减少外部威胁，故其是一种“防卫性”、“报复性”的攻击行为；反应性攻击者常常把对方理解成“有敌意的”、“有威胁的”，其攻击行为是冲动的、快速的，并常常伴随着“愤怒”、“焦虑”等负面情绪，因此他们常被描述为“头脑发热”。此外，正如前所述，反应性攻击行为在青少年群中更为普遍，同时其发生发展对成年后期的不良的内化问题具有深远的影响。因此，对反应性攻击影响因素的相关研究更为迫切。 注意、情绪特征、敌意归因偏差、人格与气质等因素均是青少年反应性攻击行为的影响因素，而人格特质对反应性攻击行为的影响一直都是研究者的研究热点。前人研究已经从人格的不同层面进行了探究。特质愤怒被证明与反应性攻击之间存在紧密的联系(Anderson et al.， 2004; Robinson & Wilkowski， 2010)。反应性攻击行为与神经质(即，体验诸如抑郁、害羞、压力等消极情绪的倾向)有关(Miller & Lynam， 2006)。宜人性中的自我调节和责任性可以预测反应性攻击(Koolen， Poorthuis， & Aken， 2012)。另有研究指出神经质和宜人性对理解攻击行为尤为重要，二者在中性和激起条件下都可以预测不同形式的攻击行为。高神经质个体更易于体验更强的心理压力和负面情绪，他们更有敌意、焦虑、抑郁、冲动和缺乏有效的应对机制，具有不合理的思想和行为倾向。而低宜人性有敌意、敏感、不信任他人的倾向，常以别人不喜欢的斥责或排斥他人的方式行事，觉得有必要攻击或惩罚他人，缺乏情绪表达和对他人的依恋(Bettencourt， Talley， Benjamin， & Valentine， 2006)。基于以上关于反应性攻击相关人格因素的研究综述，我们可以发现，人格因素与反应性攻击行为存在显著的关联。这可能是由于反应性攻击行为是情绪的，冲动的，敌意的，其发生具有高度的自动唤醒和缺乏行为控制，是对激起的一种反应有关(Nouvion， Cherek， Lane， Tcheremissine， & Lieving， 2010)。而诸如特质愤怒等人格特质也包含愤怒、冲动等情感成分，由此说明不同类型的攻击行为的确可以通过不同的人格变量来反映。对有关人格与反应性攻击的研究进行综述，我们不难发现，以往研究中涉及到的人格特质均是基于西方文化提出的，但西方人格特质并不完全适用于中国个体。中国人身上一些典型的人格特质常常会被西方人格理论所忽视(Gabrenya & Hwang， 1996)。Cheung等人提倡，西方人格可以由来自非西方文化的个人特质加以补充(Cheung， Van， & Leong， 2011)。本研究引入人际开放这一中国本土化的人格特质，来探讨人际开放与反应性攻击的关系。人际开放来源于中国文化，其中包括一些西方人格理论忽视的人格特质要素，以及具有一些不同于西方人格特质所独有的功能。人际开放是指积极容纳他人(夏凌翔 & 黄希庭， 2008)。反映了中国的集体主义和相互依存的文化(Xia & Ding， 2011; Xia， Ding， Hollon， & Fan， 2012; Xia et al.， 2012)，与宜人性相似(Xia et al.， 2012)。 综上所述，根据对人际开放特征及功能的分析，我们总结出了3个关于人际开放能够预测反应性攻击的两点可能原因。第一，人际开放是指积极接纳他人，包容他人的缺点；因此，当受到挑衅时，人际开放表现出更容易包容和原谅他人，做出退让。第二，人际开放具有积极的人际倾向和关系图式(Xia， Shi， Zhang， & Hollon， 2014， 2013)。因此，当受到激惹时，人际开放将会表现出对他人有积极的态度和认知偏向，从而降低消极情绪(Xia， Shi， Zhang， & Hollon， 2013， 2014)，降低反应性攻击行为发生的可能性。 基于以上的分析提出假设：人际开放能够稳定预测反应性攻击行为，即人际开放既可以同时间预测反应性攻击，也可以跨时间预测反应性攻击行为。
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user: 2. 方法 2.1. 被试 基于之前的power分析，我们至少需要满足150名被试的样本量，以此才能检测中等效应大小的皮尔逊相关系数(包含0.05的α水平和0.80的检验力)。本研究采用整群抽样法，分别选取重庆市某两所中学的七年级、八年级和九年级各一个班级，即6个班级，共280名初中生。根据研究目的，我们让280名初中生填写了人际开放分量表和反应性攻击问卷，并在间隔9个月后，让同一批被试重新再次填写人际开放分量表和反应性攻击问卷。在本次调查前，我们向学生和家长详细地说明了研究目的，并获得同意。第一次调查于2017年10月(Time 1)，共发放280份问卷，回收280份问卷。第二次调查于2018年6月(Time 2)，共发放280份问卷，回收270份问卷。将两次调查问卷进行整理合并后，删除无效被试，最终获得有效被试266名。平均年龄为14.69岁，其中男生128名(48.12%)，女生138名(51.88%)；其中七年级82人(30.83%)，八年级92人(34.59%)，九年级92人(34.59%)。追踪样本和流失样本在第一次调查中的人际开放问卷得分(t(278) = 0.83， p > 0.05)和反应性攻击问卷得分(t(278) = 1.22， p > 0.05)均无显著差异。为了使结果更有效且具有更小的偏差，我们使用了比传统方法更可靠的全信息最大似然法(the full information maximum likelihood procedure (FIML)) (Baraldi & Enders， 2010; Schafer & Graham， 2002)。 2.2. 测量工具 2.2.1. 初中生人际自立量表人际开放分量表(Interpersonal Self-Support Scale for Junior High School Students， ISSS-JHSS) 初中生人际自立量表是在青少年学生自立人格量表(夏凌翔 & 黄希庭，2008)的进行修订而来，包括人际独立(例如：独自与陌生人交谈就容易慌乱)、人际主动(例如：主动结识新朋友)、人际责任(例如：常常忘记答应过别人的事)、人际灵活(例如：在人际交往中，善于保全大家的面子)、人际开放(例如：不接纳与自己性格不合的人)五个分量表，共40个题项，每个维度各8个题项，采用Likert式5点计分(从“非常不符合”到“非常符合”)，得分越高表示相关特质的水平越高。本研究采用的是人际开放这一分量表，该分量表两次施测的克隆巴赫α系数均为0.78。 2.2.2. 反应性攻击分量表(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire， RPAQ) 反应性-主动性攻击问卷共包括23个题项，采用3点计分(从“从不”到“经常”)。本研究仅使用了反应性攻击分量表，共包括11个题项(例如：当有人惹恼你时会“吼”他/她们)，在该量表中得分越高，其反应性攻击水平越高。在本研究中，反应性攻击分量表两次施测的克隆巴赫α系数分别为0.77，0.78。 2.3. 施测过程 本研究主试为心理学研究生，均具备较丰富的施测经验和能力。问卷施测获得学校、家长和学生的同意与支持。以班级为单位进行集体施测，在作答前，主试向被试说明调查内容、注意事项等，被试作答完毕后由主试当场回收，施测过程中学校老师均不在场。 2.4. 数据处理 本研究采用SPSS25.0对数据进行录用、整理和分析，以及采用Mplus7.0建立交叉滞后模型，并对其进行验证。