DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 摘 要 调查结果表明，西藏林芝市教师有轻度的职业倦怠感，主要表现在情绪衰竭上。职业倦怠受民族、职称、教龄、教育阶段、学校所在地等变量的影响。 关键词 :西藏，教师，职业倦怠，情绪衰竭
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user: 1. 引言 职业倦怠，由Freudenberger于1974年首先提出。  王真(2010) 调查结果显示，在15种职业倦怠程度排名中，教师以50.34%列第3位，教师成为职业倦怠高发群体。教师职业倦怠是指教师不能顺利应对工作压力时的一种极端反应，是教师伴随于长时期压力体验下而产生的情感、态度和行为的衰竭状态  (Kalliath et al.， 2000) 。Maslach等人在该领域进行了大量的研究，认为职业倦怠主要表现为：① 情绪衰竭，涉及个体对压力的评估，表现为个体情绪和情感处于极度疲劳状态，工作热情完全丧失，是职业倦怠的核心体现；② 去个性化，涉及个体对他人的评估，表现为个体以消极否定、麻木不仁的态度对待服务对象；③ 低成就感，涉及个体对自我的评估，表现为个体对自己工作的意义与价值的评价降低。目前，国内教师职业倦怠研究主要是集中在经济较为发达的地方，对西部民族地区教师职业倦怠情况的实证研究少  (胡春梅，姜燕华，2006) ，使得我们对民族地区教师的职业倦怠情况缺乏一个清晰了解。基于此，本研究以林芝市教师为被试，在结合国内外现有的研究成果基础上，考察西藏教师职业倦怠的基本状况。 研究报道，教师体验到职业倦怠之后除了对自己有很大的消极影响外，容易对学生失去耐心和爱心，对课程准备的充分性降低，对工作的控制感和成就感下降，对学生发展有显著的消极影响，导致教师队伍高流失率，严重影响教师队伍稳定和国家教育事业及整个社会发展  (Maslach et al.， 2001) 。研究西部民族地区教师职业倦怠现状，对于提高民族地区教师的职业生活质量，提升西部教育教学质量具有重要意义。
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user: 2. 研究方法 2.1. 被试 在西藏林芝市中小学及幼儿园抽取共15所学校、519名教师问卷调查，问卷有效回收率达100%。年龄在20~55岁间，平均年龄33.08岁，覆盖各学科教师。 2.2. 测量工具 本研究采用Maslach教师职业倦怠问卷(MBI-ES)。MBI三因子模型已得到了广泛的认同，信度和效度具有跨文化一致性  (Enzmann， Schaufeli， Janssen， P. et al. 1998) ，共三维度22个题目，分别是情绪衰竭(EE)维度9个题目、去个性化(DP)维度5个题目、成就感(PA)维度8个题目。采用4点计分法，从“从未如此”、“很少如此”、“有时如此”、“经常如此”分别记1~4分，各维度得分为本维度所有项目的平均分。如果情绪衰竭和去个性化维度得分越高，同时成就感得分越低，则职业倦怠程度越严重。在本次测量中，该问卷的克伦巴赫α系数为0.80，情绪衰竭维度为0.77，去个性化维度为0.71，成就感维度为0.73，处于国外研究  (Schutte， Toppinen， Kalimo， & Schaufeli， 2000) 对该系数报告在0.52~0.91范围之内。问卷的结构效度用因子之间相关和因素分析指标说明，情绪衰竭与去个性化之间相关为0.56，情绪衰竭与成就感之间相关为−0.12，去个性化与成就感之间相关为−0.21，符合量表法对于各个次级因子之间中低相关(0.1~0.6)要求。 2.3. 数据处理 集体施测，问卷当场收回。采用SPSS18.0进行数据处理和分析。
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user: 3. 研究结果 3.1. 西藏林芝市教师职业倦怠的总体状况 结果显示，林芝市教师去个性化的平均分和标准差为1.98 ± 0.65分，未达到中度水平；情绪衰竭感、成就感维度得分分别为2.87 ± 0.52分、3.19 ± 0.44分，均超过中度水平(2.5为理论中位数值)。林芝市教师情绪衰竭感较强、成就感高、去个性化程度低，呈现出轻度的职业倦怠，主要表现在情感衰竭上。 3.2. 西藏林芝教师职业倦怠在性别、民族上的差异 表1结果显示，林芝市教师职业倦怠性别差异不显著，民族差异显著；汉族教师的情绪衰竭、去个性化程度均显著高于藏族教师(t = 3.02， P < 0.05; t = 3.71， P < 0.001)。 3.3. 西藏林芝教师职业倦怠在教龄、职称上的差异 表2结果显示，林芝市教师职业倦怠在教龄、职称上的差异显著。教龄6~10年在情绪衰竭感上得分最低，且与11~15年、16~20年、21年及以上差异显著(F = 2.02， P < 0.05)。教龄5年及以下的教师在成就感上得分最低，且与教龄6~10年、16~20年差异显著(F = 1.86， P < 0.05)。职称小二教师在情绪衰竭感上的得分最低，分别与中一、中二、小高、小一差异显著(F = 3.36， P < 0.05)。职称小二教师在去个性化上的得分也是最低，分别与职称中一、小高差异显著(F = 3.36， P < 0.05)。 3.4. 西藏林芝教师职业倦怠在教育阶段、学校所在地上的差异 表3结果显示，林芝市教师职业倦怠在教育阶段、学校类别上的差异显著。高中教师在各维度上的得分均最高，随后依次是小学、初中、幼儿园教师，在情绪衰竭、去个性化上，高中均显著高于初中和幼儿，小学得分均显著高于初中(F = 5.01， P < 0.05; F = 5.58， P < 0.05)；成就感上，高中显著高于初中教师(F = 2.39， P < 0.05)。市直教师在各维度得分均最高，其次是县城教师，乡镇教师得分最低。情绪衰竭感上市直、县级和乡镇间两两差异显著(F = 9.04， P < 0.01)；成就感上，市直教师分别与县城教师、乡镇教师差异显著(F = 5.25， P < 0.05)；去个性化上得分差异不显著。
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user: 5. 结论 西藏林芝市教师呈现轻度的职业倦怠，主要表现在情绪衰竭上。职业倦怠在性别方面差异不显著，职业倦怠受民族、职称、教龄、教育阶段、学校所在地等变量的影响。
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user: 摘 要 时间和空间存在着密切联系，也反映在空间–时间的反应编码联结(spatial-temporal association of response codes， STEARC)效应上。而对于STEARC效应的解释却存在视觉性空间编码和言语性空间编码的争议。本研究选用5 s以下的短时距作为实验材料，借鉴Gevers等人(2010)的研究范式，通过操纵反应的形式和按键所对应的言语性概念及视觉空间位置来考察时空联系的反应编码形式。实验1中，在传统按键条件下发现了STEARC效应，表明汉语背景下的个体在对时距长短按键反应可以产生STEARC效应。实验2仅考虑反应的空间概念“左右”，采用口头报告“左右”对时距长短反应，发现口头报告“左右”对时距长短反应并不能产生STEARC效应，结果表明单一的言语性空间编码并不能产生STEARC效应。实验3中，排除言语性空间编码时，单一的视觉性编码产生了典型的STEARC效应。以上结果表明在时距知觉的范畴下，时空联系的反应编码联结存在着单一的视觉性空间编码而非言语性空间编码。 关键词 :STEARC效应，视觉性空间编码，心理时间线
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user: 1. 前言 时间和空间存在着密切的联系。在现实生活中，空间概念经常被用来描述时间，如前天、后天。这种用空间概念描述时间广泛存在于汉语、英语、希腊语、西班牙语以及其他语言中  (金泓，黄希庭，2012) 。同样在知觉层面上，时间知觉和空间知觉之间的也存在着密切的关系，如Kappa效应  (Cohen， Hansel， & Sylvester， 1953) 和Tau效应  (Benussi， 1913) 。Kappa效应是指人对刺激的某些空间特点的知觉，如视觉中刺激间的距离、方向听觉中刺激的频率影响着人对刺激的持续性的知觉。而Tau效应是指对刺激的持续性知觉会影响到人们对刺激的某些空间特点的判断，如肤觉、视觉中的距离等。 这种时间和空间的联系经常表现为空间-时间的反应编码联结(spatial-temporal association of response codes， STEARC)效应。STEARC效应是指时间的心理表征具有空间特性。其最早是由  Ishihara等(2008) 和  Vallesi等(2008) 根据空间–数字的反应编码联结(spatial-number association of response codes， SNARC)效应提出来的。Ishihara等人在实验中使用快速反应的方式要求被试对探测刺激的启动时间做出反应，结果发现：左侧反应对早的启动时间刺激快于左侧反应对于晚启动的时间刺激；但是右侧反应对晚的启动时间刺激要快于早的启动时间刺激。Vallesi等人以“+”图形的呈现时间为实验材料，要求被试对呈现的时间做出长短判断。结果也发现左侧效应器(左手或交叉手反应的右手)对短时距反应快，右侧效应器(右手或交叉手的左手)对长时距反应快。 对于STEARC效应的解释存在着两种。大多数研究是从视觉性空间编码的角度来解释STEARC效应，认为STEARC效应的产生来自于反应的视觉空间位置(左侧和右侧)与时间表征在心理时间线上的位置的一致性关系。主要的依据来自于时间心理表征的方向性，即心理时间线假说(Mental Time Line hypothesis)。该假说认为个体存在着一条自左向右的心理时间线(Mental Time Line， MTL)用以表征事件发生的先后、概念的过去和未来、时距的长短等时间信息  (Bono， Grazia， Casarotti， Priftis， Gava， Umiltà， & Zorzi， 2012; Bonato， Zorzi， & Umilta， 2012; Rolke， Fernandez， Schmid， Walker， Lachmair， Lopez et al.， 2013; Ulrich， & Maienborn， 2010)  。在我们对时间性事件进行反应时，会激活时间性事件表征在心理时间线上的空间位置。当反应的视觉空间位置与事件表征在心理时间线上的空间位置一致时，反应时会减少；若反应的视觉空间位置与时间表征在心理时间线上的空间位置不一致时，反应时则会增加。 对STEARC效应的另一种解释是从言语性的空间编码的角度来进行解释，认为STEARC效应的产生主要来自于反应的言语空间概念“左、右”和时间概念之间的极性对应关系。其理论依据来自于  Proctor和Cho (2006) 提出的极性对应理论(Polarity correspondence theory)。这一理论认为时间和空间维度都存在着成对的概念，如“长短”，“左右”，“过去未来”等等。这些概念都与极性相联系，“短、左、过去”这些概念与负极性相联系，因此都可以用负极性的概念来指代，而“长、右、未来”与正极性相联系也都能够用正极性的概念来指代。当反应的所对应的空间概念与时间性概念的极性对应一致时，反应时减少；若二者极性对应不一致时，反应时则会增加。这种时间与空间概念的极性对应是STEARC效应产生的基础。研究者  (Gevers， Verguts， Reynvoet， Caessens， & Fias， 2006; Santens， & Gevers， 2008) 发现与STEARC效应相似的SNARC效应主要是来自于对刺激的量值概念(小、大)和空间概念(左、右)的极性联结学习。因此STEARC效应也可能产生于我们对时间概念(短、长；过去、未来)与空间概念(左、右)之间的联结学习，即时间维度的概念能够激活空间概念，并且这种激活主要反映了对时间维度的言语性而非视觉性的空间编码。 分析已有的STEARC效应的研究，我们发现这些研究经常采用的是二分判断任务(binary classification task)，反应采用按键反应的形式。传统的二分判断任务在按键反应时，不仅激活的是视觉性的空间编码(左侧、右侧)，同时也可能激活了相应的言语性的空间编码，即概念性的左和右。Gevers等人(2010)对类似于STEARC效应的SNARC效应的空间编码形式进行了系统的研究，研究结果发现SNARC效应的空间编码存在着两种形式，即言语性的空间编码和视觉性的空间编码，且言语性的空间编码在SNARC效应的产生中起着主要的作用。但是，现有的STEARC效应的研究，却未能系统地证实STEARC效应是否存在这两种空间编码形式。因此，本研究着重探讨STEARC效应是否与SNARC效应一样存在着视觉性空间编码和言语性空间编码两种形式。且在已有的中国化的STEARC效应的研究中，大多研究所采用的实验材料为过去、未来等言语材料，采用时距知觉范畴的时距材料很少。因此本研究采用5 s以下的时距为实验材料，考察在汉语背景下的个体对时距知觉的判断是否会产生STEARC效应。同时改进Gevers (2010)的实验范式，通过操纵反应的形式和按键反应对应的言语概念，分离出单一的言语性空间编码和单一的视觉性空间编码两种条件。
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user: 2. 实验1 2.1. 目的 采用  vallesi等(2011) 的实验范式探讨汉语背景下的个体对时距知觉的长短判断是否会产生STEARC效应。 2.2. 方法 2.2.1. 被试 汉语背景下在校本科生和研究生共17人(6男11女)，年龄19~26岁，均为右利手，视力或矫正视力正常，无类似实验经验。 2.2.2. 设计 采用2 (时距：1 s，2 s) × 2 (按键：左，右)的被试内设计，因变量为正确率和正确反应的平均反应时。 2.2.3. 仪器和材料 计算机显示器分辨率为1280 × 1024，刷新率为75 Hz。使用键盘来收集数据，实验材料与  vallesi等人(2011) 的材料类似，包括一个黄色“+”符号和一个黑色的向下箭头。采用e-prime 2.0编程和收集数据。 2.2.4. 程序 在一个安静的、照明正常的房间单独实验。被试眼睛与屏幕中心的距离为60 cm。先让被试熟悉试验程序：被试将左右食指分别放在键盘上的左右键(C/M键)上进行按键反应，要求在正确判断的基础上做出快速的按键反应。被试按左键(或右键)对短时距反应；按右键(或左键)对长时距反应。在下一个block中，被试的按键与反应的对应关系与上一个block相反。Block顺序在被试间进行平衡。实验开始，首先会在屏幕的中央呈现一个黄色“+”，呈现时间为1 s或2 s (随机，各占50%)。紧接着呈现一个200 ms的反应信号(黑色向下箭头)。反应信号消失后会继续呈现1800 ms的空屏。告知被试需要在反应信号一出现就尽快地反应，故反应时限为2000 ms。被试做出反应后会继续呈现一个1000 ms空屏，进行缓冲，然后进入下一个试次。具体实验程序如图1。 在每个block前，被试均先进行20次练习，然后再进入160次的正式实验，中间休息，正式实验包含两个block。整个实验大约持续30分钟左右。 2.3. 结果和分析 剔除错误反应的数据以及反应时小于100 ms (预期反应)和大于1500 ms (延迟反应和无效反应)的数据  (Vallesi et al.， 2008) 。所有被试的有效数据均在95%以上。 对正确率进行2 (时距：1 s，2 s) × 2 (按键：左键，右键)的重复测量方差分析发现，按键位置和时距的主效应及其交互作用均不显著。 对正确反应的平均反应时进行2 (时距：1 s，2 s) × 2 (按键：左键，右键)的重复测量方差分析，结果发现时距主效应显著，F(1，16) = 104.68，P < .001，η 2 = .87。即被试在对长时距的按键反应比对短时距的按键反应更快。时距长短与按键左右的交互作用显著，F(1，16) = 38.03，P < .01，η 2 = .70。简单效应分析发现，在对短时距的反应，被试按左键(434.08 s)比按右键(442.39 s)反应更快，F(1，16) = 78.67，P < .001；在对长时距的反应，被试按右键(305.47 s)比按左键(334.27 s)更快，F(1，16) = 117.80，P < .001。结果表明产生了典型的STEARC效应(见图2)。 图1. 实验1的实验流程图 图2. 按键反应条件下的反应时差异 传统按键对时距长短反应的实验结果表明，汉语背景条件下的中国大学生在对1 s和2 s长短时距进行按键判断的结果与  Vallesi等人(2008) 的研究结果一致，即按左键对短时距反应快和按右键对长时距反应快。表明采用5 s以下的短时距作为实验材料在汉语背景条件下探讨STEARC效应是有效的。
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user: 3. 实验2 3.1. 目的 实验2采用类似Gevers等人(2010)的口头报告“左右”任务，探讨单一的言语性空间编码在对时距进行判断时是否会产生STEARC效应。 3.2. 方法 3.2.1. 被试 在校本科生共17人，年龄19~24岁，均为右利手，视力或矫正视力正常，无类似实验经验。 3.2.2. 设计 采用2 (时距：1 s，2 s) × 2 (口头报告：“左”、“右”)的被试内设计，因变量为正确率和正确反应的平均反应时。排除视觉性空间编码的操作：根据视觉性空间编码的解释，STEARC效应的产生来自于反应的视觉空间位置(左侧和右侧)与时间表征在心理时间线上的位置的一致性关系。采用对着固定话筒口头报告“左右”进行反应，故并未激活反应的视觉空间位置，仅激活反应的言语性空间概念“左右”。如果STEARC效应产生，则说明单一的言语性空间编码是有效的。 3.2.3. 仪器和材料 响应盒一个，使用话筒来收集数据，其他仪器与实验1一致。实验材料与实验1一致。 3.2.4. 程序 实验程序与实验1大体一致，只是反应形式从按左右键改为对着固定话筒口头报告“左右”。 3.3. 结果与分析 剔除反应错误和无法测量的反应(咳嗽或噪音)，有效数据均在90%以上。 对正确率进行2 (时距：1 s，2 s) × 2 (口头报告“左”，口头报告“右”)重复测量方差分析发现，结果与实验1一致，主效应和交互作用并不显著。 在时距长短的口头反应条件下，对正确反应的平均反应时进行2 (时距：1 s，2 s) × 2 (口头报告“左”，口头报告“右”)重复测量方差分析发现。时距主效应显著，F(1，16) = 176.98，P < .001，η 2 = .92。即被试对长时距的口头反应比对短时距的口头反应更快。时距长短和口头反应“左右”的交互作用不显著，F(1，16) < 1。结果表明，在口头报告的反应条件下，并没有产生STEARC效应(见图3)。
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user: 4. 实验3 4.1. 目的 实验2排除反应的视觉空间位置，仅考虑反应的空间概念“左右”并不能有效的产生STEARC效应。表明单一的言语性空间编码并不能对STEARC效应进行解释。那么当排除反应的空间概念“左右”，仅考虑反应的视觉空间位置时，STEARC效应能否有效的产生？为此，进行了实验3的研究。 4.2. 方法 4.2.1. 被试 在校本科生共19人(5男14女)，年龄19~24岁，均为右利手，视力或矫正视力正常，无类似实验经历。 图3. 口头报告条件下的反应时差异 4.2.2. 设计 采用2 (时距：1 s，2 s) × 2 (反应的视觉空间位置：左，右)的被试内设计，因变量为正确率和正确反应的平均反应时。排除言语性空间编码的操作：根据言语性空间编码解释，STEARC效应来自于时距信息概念“长短”与言语性空间概念“左右”的极性联结学习。为了排除言语性空间编码，实验将反应键对应的言语性概念“左右”改为“长短”，同时为了避免对反应概念所对应空间位置的编码(如，“长是在右侧；短是在左侧”)，“长短”标签的出现位置是随机变化的，即“长”和“短”既可能出现在左侧也可能出现在右侧。这样，如果STEARC效应产生，则可以说明单一的视觉性空间编码是有效的。 4.2.3. 仪器和材料 实验仪器同实验1。实验材料除了包含实验1中的黄色“+”符号和向下黑色箭头以外，还包含“长短”标签(24号宋体)，随机呈现在屏幕水平位置25%、垂直位置25%处和水平位置75%、垂直位置25%处。 4.2.4. 程序 实验程序大致与实验1相似，区别在于反应标签的呈现。在时间刺激呈现之前，在屏幕中央左下侧和右下侧位置随机呈现“长”“短”两个反应标签，反应标签分别对应反应键(C/M键)的位置。要求被试记住两个反应标签的位置，呈现时间为1500 ms。被试根据“+”符号呈现时间的长短做按键反应。如果“+”符号呈现时间长，按“长”标签所对应的位置键按键，呈现时间短，则按“短”标签所对应的位置键按键。正式实验开始前均进行40次的练习，在正式试验中每个条件下的均进行80次。实验次数共计360次。实验时间约为35分钟。 4.3. 结果与分析 同实验1，剔除错误反应数据以及反应时间在100 ms以内和1500 ms之外的数据，所有被试的有效数据均在90%以上。 对正确率进行重复测量方差分析发现。主效应和交互效应不显著。 对正确反应的平均反应时进行重复测量的方差分析发现，时距长短的主效应显著，F(1，18) = 159.64，P < .001，η 2 = .90。对短时距的“+”反应时(602.97 ms)要慢于对长时距“+”的反应时(390.17 ms)。反应的视觉空间性与时距长短的交互作用显著，F(1，18) = 12.56，P < .001，η 2 = .41，见图4。简单效应分析发现，在对短时距“+”反应条件下，被试按左键反应(595.84 ms)要比按右键反应(610.11 ms)快，F(1，18) = 143.17，P < .001；在对长时距“+”反应条件下，被试按右键反应(380.52 ms)要比按左键反应(399.82 ms)快，F(1，18) = 154.56，P < .001。 结果表明，当排除反应的言语空间概念“左右”，只考虑反应的视觉空间位置对长短时距判断的影响时，依然会产生STEARC效应。说明单一的视觉性空间编码可以很好地对STEARC效应进行解释。
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user: 5. 总的讨论 实验1以短时距为实验刺激，发现汉语背景下的被试在对时距长短的反应表现为STEARC效应，即按左键对短时距反应快和按右键对长时距反应快。实验2通过操纵反应的形式，以口头报告的形式对长短时距进行反应。由于口头报告只存在反应的言语性概念的“左右”，并不激活反应的视觉空间位置，说明在口头报告任务条件下只存在单一的言语性空间编码，结果表明单一的言语性空间编码并不能很好的产生STEARC效应。实验3通过操纵反应按键对应的言语性概念和视觉空间位置，从而产生只存在视觉性空间编码的条件。结果表明单一的视觉性空间编码能产生典型的STEARC效应。 图4. 排除言语性空间编码条件下的反应时差异 本研究采用5 s以下的短时距作为实验刺激，发现汉语背景下的被试在对时距长短判断中表现出STEARC效应。这与已有研究采用表达时间的词语为实验材料的结果是一致的  (顾艳艳，张志杰，2012) ，这表明，不管实验材料是言语性词汇还是短时距，个体对时间性刺激的按键反应都会呈现STEARC效应。且汉语背景下的中国被试与意大利被试对短时距判断的表现一致，这表明在不同文化背景下，可能由于相同的读写习惯，进而表现出时间心理表征的一致性。 单一的言语性空间编码并不能解释STEARC效应。在实验中，被试对时距长短做口头报告“左右”任务，结果并未产生此效应，表明在对时距长短判断中时距“长短”概念并未很好地与反应概念“左右”产生很好的联结。极性对应理论(polarity correspondence theory)并不能很好地对该结果进行解释。而在SNARC效应的研究中(Gevers， 2010)，单一的言语性空间编码却很好地对其进行了解释。造成这一差异性的原因可能是由于时间本身的特点，对时间的知觉可能激活的仅仅是初级的感知觉皮层，并不像对数字加工那样激活更高水平的神经活动，从而无法与言语性的空间概念进行联系。虽然大量的研究发现数字、时间和空间加工存在着密切的联系，三者之间存在着一个共有的数量系统  (Walsh， 2003; Bueti & Walsh， 2009; Feigenson， 2007) 。但  陈亚林和刘昌(2013) 却认为是存在着多重数量系统，并且数量系统之间是独立的，这得到某些研究的支持  (Cohen Kadosh， Lammertyn， & Izard， 2008; Cappelletti， Freeman， & Cipolotti， 2009) 。数字、时间和空间三者之间并不是存在着一个共有的数量系统，数字、时间和空间的加工各自具有独特的加工系统。Castelli， Glaser， & Butterworth (2006)发现数字刺激较之时间刺激和空间刺激更加显著的激活了双侧顶叶皮层。同时计时和计数在行为结果和激活的脑区上也存在着部分差异  (毕翠华，黄希庭，陈有国，刘霞，2010) 。上述在一定程度上对SNARC效应和STEARC效应的反应编码的不同给予了支持，也表明了我们对时间和数字的认知加工过程是存在着差异。 而视觉性空间编码可以很好的对STEARC效应进行解释。在本研究中，被试要求对时距长短做出反应，被试会将短时距表征在心理时间线的左侧即近的位置，这与反应位置在水平条件下的左侧相对应；而长时距会被表征在心理时间线的右侧即远的位置，这与反应位置在水平条件下的右侧相对应。视觉性空间编码的解释得到了很多研究的支持，当反应的效应器为双手交叉或者一个手的两个手指  (vallesi et al.， 2008) 、眼动  (杨林霖，2011) 等形式时，依然出现了STEARC效应。这表明STEARC效应并不受到反应效应器特点的影响，只是受到效应器所处的视觉性空间位置的影响。同时  Saj， Fuhrman， Vuilleumier， & Boroditsky (2014) 对脑损伤病人的研究发现，对左侧视觉空间忽视的病人同样会对表征在心理时间线上的过去性事件忽视。这些结果都表明对时间的表征是具有视觉性空间特征的，同时也进一步证明人类是存在着一条心理时间线。 STEARC效应属于时间信息表征与反应表征的空间一致性效应，除了STEARC效应还存在时间信息与知觉呈现的空间一致性效应，这类效应被称为空间–时间兼容性(space-time compatibility， STC)效应  (孔风，游旭群，2012) 或知觉性兼容效应。已经有研究将这两类效应做了一个区分  (Fabbri， Cellini， Martoni， Tonetti， & Natale， 2013; Fabbri， Cellini， Martoni， Tonetti， & Natale， 2013) 。且  Bono等人(2012) 运用数字领域的启动范式来研究视觉性空间加工对于听觉时距判断的影响，实验任务采用的是口头非言语的反应形式，这就排除了言语性空间编码的形式。结果发现即使单侧的空间反应并不是任务所需要的，物理空间也会对时间的表征产生影响。研究证实了时间和空间的交互作用是来自于视觉性的空间编码形式。 对于信息是以什么形式存在，一直存在着两种理论的解释即命题符号理论和知觉符号理论  (Barsalou， 1999) 。命题性符号理论认为个体会将知觉条件下的刺激转换成一个完全新的表征语言，符号本身并不具有感觉通道形式特点，它们可以和任意知觉状态下的客体进行联系。而知觉符号理论认为个体对一些刺激和概念的表征是通过知觉性符号进行表征，这些符号是以知觉为基础的神经表征。时间信息的表征会激活相关的感觉运动通道信息，这些信息依然会持有感觉通道或运动通道的知觉属性。本研究中单一的言语性空间编码并不能产生STERAC效应，而单一的视觉性空间编码却产生了STEARC效应。这一结果似乎验证了时间信息是以知觉性符号表征在大脑中，支持了知觉性符号理论。  宋宜琪，张积家，许峥烨(2013) 以时间序列词为实验材料，采用空间stroop任务发现，时间概念加工激活的空间概念仍然具有知觉属性，支持了知觉符号理论的假设。 本研究中采用“+”符号呈现的时距长短作为实验刺激，5 s以下的时距属于时间知觉范畴，我们所做的仅从时间的一个角度进行，并不能完全说明时空联系存在单一的视觉性空间编码。未来还需从时间的其他角度进行相关的研究，如时间隐喻等方面。如果在时间的其他方面也存在着与本研究所得的结论一致，那么就可以得出一个全面性的结论。同时还需借助脑电技术和fMRI技术来进一步分析时空联系的反应编码形式背后的原因和脑机制基础。
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user: 6. 结论 本研究采用Gevers等人的研究范式，以短时距1 s和2 s为刺激，通过操纵反应的形式和反应按键所对应的言语性概念和视觉性位置，从而分离出单一的言语性空间编码和单一的视觉性空间编码两种条件。结果表明，单一的言语性空间编码并不能产生STEARC效应，而单一的视觉性空间编码能够产生典型的STEARC效应。说明在时距知觉的范畴下，时空联系的反应编码形式是存在着视觉性空间编码形式而非言语性空间编码，进一步支持了心理时间线的假说。
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user: 摘 要 未来任务时间估计是指人们凭借记忆和经验对将要进行的任务所需要的时间进行判断的过程。人们对未来任务的时间估计会产生偏差，对其心理机制的解释主要包括计划谬误理论、记忆偏差理论和解释水平理论。任务性质(包括任务持续时间的长短、任务的复杂度和任务熟悉度等)会对未来任务的时间估计产生影响，各理论从不同角度阐释了任务性质对未来任务的时间估计的影响。未来研究需进一步探索任务性质与人格特质在影响未来任务时间估计背后的关系以及未来任务时间估计的脑机制。 关键词 :任务性质，未来任务，时间估计，计划谬误
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user: 1. 引言 人们经常都会对未来的事情进行想象，也会对将来完成某项任务所需要的时间进行估计，比如用两个月写好一篇文章，用二十分钟来校对文章中的文字错误等。很早研究者就将大约5秒以上的时间信息加工称为时间估计 (Fraisse， 1984) 。  黄希庭(2014) 认为时间估计是人们依据可用的信息，凭借主观经验对客观时间的持续性(时距估计)和顺序性(时序估计)得出结论的过程。未来任务时间估计是指人们凭借记忆和经验对将要进行的任务所需要的时间进行判断的过程。事前对将来任务进行时间估计以及计划任务中的截止日期会影响该任务的实际完成时间 (Buehler， Peetz， & Griffin， 2010) 。然而，人们在对完成将来任务所需时间进行预测和判断时，往往是不准确的 (郑秋强，徐富明，罗寒冰，李彬，张慧，2014) 。一开始，研究发现人们很容易对任务完成时间形成低估，即使多人的群体性决策估计也无法避免 (Kahneman & Tversky， 1979; Buehler， Griffin， & Ross， 1994; Buehler， Messervey， & Griffin， 2005) 。后来也有研究发现人们对未来任务完成时间的估计也有高估的现象( Burt & Kemp， 1994 ;  Roy & Christenfeld， 2007 )。前人对未来任务时间估计出现谬误这一现象及其影响因素进行了大量的研究，并在此基础上提出了多种理论进行解释，发现目标任务的性质是影响未来任务时间估计谬误的一大因素 (Halkjelsvik & Jørgensen， 2012) 。
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user: 2. 理论解释 2.1. 计划谬误理论 计划谬误理论(planning fallacy)最早由 Kahneman和Tversky (1979) 提出，理论认为个体在对完成将来任务所需要的时间进行预测时，更多关注目标任务的具体信息，忽略了任务过程中可能存在的潜在障碍，从而会低估任务完成时间。 Kahneman和Lovallo (1993) 认为过多从内部视角(inside view) (任务具体信息)进行时间估计容易导致低估，而外部视角(outside view) (相似经验信息)对将来任务完成时间进行估计会更准确，即经典的内外部视角模型。 Buehler等(1994) 认为个体在估计过程中忽略过去经验是由任务的将来朝向性，相似经验的难定义性以及过去与现在难以归因导致的。在总结众多研究的基础上，他们扩展了内外部视角模型，将动机以及社会压力等纳入该模型中，对计划谬误理论进行了完善 (Buehler， Griffin， & Peetz， 2010) 。计划谬误理论在降低谬误的方法上主要从凸显过去类似经验着手，如使用观察者视角以及经验提示等。考虑到也有研究发现被试会高估短时任务和新异任务的完成时间( Burt & Kemp， 1994 ;  Roy， 2005 )， Burt和Kemp (1994) 在短时的未来任务完成时间估计发现高估，以及 Roy等(2005) 总结在新异任务的估计中发现了高估，  Griffin和Buehler (2005) 认为计划谬误理论只适用于时间足够长且有一定相似过去经验的条件下，这也成为了该理论的局限所在。 2.2. 记忆偏差理论 针对计划谬误理论的不足， Roy等人(2005) 提出了记忆偏差理论(memory bias)。记忆偏差理论认为，个体对完成任务所需时间进行估计时，并不是没有使用过去正确的信息，相反会从记忆中找寻并使用类似任务经验。由于类似经验的时间记忆在提取和重构过程中，存在一定偏差和错误，导致了未来任务时间估计的偏差。记忆重构的偏差表现为两个方面：一是个体在记忆时只记忆了任务重点部分的时间，忽略了其余部分的时间；二是记忆了全部时间，但记忆的时间比实际完成时间短，导致估计时间也短一些。记忆偏差理论从三个方面来论证过去记忆对未来任务时间估计的影响，首先个体会高估未来新异任务的完成时间；其次同样的估计偏差不仅出现在未来的时间估计任务中，也存在于过去的时间估计任务中；影响时距记忆的因素同样也影响未来时间估计，如任务经验，估计延迟 (Roy & Christenfeld， 2007) 。与计划谬误理论不同，记忆偏差理论认为凸显过去经验的方法并不能提高估计的准确性，因为记忆本身存在偏差，所以在方法上，主要从改正记忆中的偏差着手，通过反馈来改善估计的精确性。研究证明在短时任务中，通过反馈来改变记忆中任务时间的偏差的确是可以有效改善预测的准确性的 (Roy， Mitten， & Christenfeld， 2008) 。 2.3. 解释水平理论 解释水平理论也在一定程度上对未来任务时间的估计进行了解释。解释水平理论(construal level theory)最早是由  Trope和Liberman (2003) 提出，理论认为，人们在对未来事件进行表征时，运用抽象的心理模型对远的事件进行表征，即高水平解释；运用具象的心理模型对近的事件进行表征，即低水平解释。 Trope和Liberman (2010) 认为预估是寻找自身认知与将来情景之间的稳定关系，而高解释水平比低解释水平更稳定和不易变化，预估也就更准确有效。因此高水平解释会增加对未来任务完成时的估计，减少低估谬误，相反，低水平解释会导致低估( Trope & Liberman， 2010 ；  李丹，尹华站，李祚山，2010 )。研究者也证实当心理时间由近及远时，个体知觉到的时间单元会更小，同时任务也会被解释得更抽象化，任务细节收缩，时间收缩的速度快于任务收缩速度，那么同样的任务在远的将来将需要更多的时间单元来完成，即在远距离的高解释水平下任务完成时间估计得更长 (Kanten， 2011) 。 Buehler等人(2012) 认为更大社会距离下的高水平解释减少了个体对乐观计划的关注，增加了未来任务时间估计中对潜在障碍的知觉，从而降低乐观低估。同时，也存在不同研究结果，Pettz等人(2010)发现低解释水平下，关注任务具体可能存在的潜在障碍也会降低乐观低估。 计划谬误理论、记忆偏差理论以及解释水平理论作为未来任务时间估计的重要解释理论为大多数研究所引证和讨论，同时也有其他理论开始来解释个体对未来任务时间估计出现误差的原因。计划谬误理论主要从未来任务时间估计过程中对以往类似经验的使用与否出发，是最早对未来时间估计出现低估进行解释的理论，但是其主要解释低估现象，对未来任务时间的高估却没有做出解释。记忆偏差理论关注以往类似经验记忆的准确性问题，从记忆角度出发，对未来任务时间估计的低估和高估现象都可以进行解释，但记忆偏差理论的发展上缺乏实证研究对其进一步进行论证。解释水平理论从心理距离角度对不同时间距离的任务进行不同心理水平的解释，从而对未来任务时间估计也不同。但是解释水平理论对未来任务时间估计的解释也有其矛盾的地方，如近距离下的低水平解释任务会更具体而导致个体易关注到可能的潜在障碍，从而减少对未来任务完成时间的低估，这与理论本身认为的低水平解释低估不符。
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user: 4. 小结与展望 综上所述，人们对未来任务时间的估计并不准确，多种理论对影响未来任务时间估计的因素及其背后的机制进行了阐述。任务性质对未来任务时间估计有影响，个体对未来长时任务的完成时进行估计有低估倾向，而对短时任务完成时容易高估；个体对未来越熟悉的任务的完成时越容易低估；个体对未来的较为复杂的任务容易低估，对简单任务容易高估。虽然有不同理论对任务性质的影响机制进行了阐释，但由于该领域此类研究还不够成熟，发展不均衡，因此也存在一些疑问值得下一步去探索。 首先，任务性质对未来任务时间估计的影响遗留下的问题有待进一步论证。第一，研究表明任务持续时间的长短会影响完成时间的估计，那么，是否如Roy等人所认为的，不同持续时间的未来任务，在秒、分、小时等时间单位上，都各有不同的分界点，短时高估而长时低估。 王余娟等(2008) 认为长短时距的分界点可能是一个时距范围，因而不能简单认为短时高估，长时低估，需要通过实验界定分界点和探寻不同时间段高低估的原因。第二，以往研究中，对任务熟悉度多区别为熟悉与不熟悉，并没有就熟悉任务进行更多不同程度和层次的划分，将熟悉度作为一个连续变量，探寻不同熟悉度对未来任务时间估计影响的变化过程是非常重要的。第三，前人已将任务复杂度作为影响未来任务时间估计的一个影响因素，但并没有一个理论能够完全解释任务复杂度对未来任务时间估计的影响，同时，在预期式的实验下，不同估计方式(口头估计法与产生估计法)会有不同的影响结果 (Craik & Hay， 1999) 。因此估计方式与任务复杂度对未来任务时间估计的影响机制值得进一步探索。 其次，研究表明人格特质也会影响未来任务时间估计的准确性。此前已有研究乐观主义、拖延对未来时间估计的影响，但是结果发现乐观主义、拖延与未来时间估计的准确性之间的相关关系并不显著( Buehler & Griffin， 2003 ; Pychyl， Morin， & Salmon， 2001 )。后来  Pezzo等人(2006) 研究发现雅皮士特质被试比嬉皮士特质被试对未来任务完成时的低估效应更小。  夏凌翔和陈姝莹(2012) 在回溯式时间估计研究中发现，高个人自力者的时间估计误差变异度更小，也可能更倾向于更准确的进行时距估计。因此，人格特质是会影响人们对未来任务时间估计的准确性的，未来研究可以结合对其他人格特质(如时间管理倾向，时间洞察力)是否未来时间估计准确性的影响进行论证，同时关注任务性质与人格特质二者在影响未来时间估计中可能存在的相互关系，完善未来任务时间估计研究。 最后，神经心理学和脑成像的研究证实人类对不同时距的认知加工所涉及的脑区是不同的。 Lewis和Maill (2003) 认为，时距加工存在两种认知机制：自动加工和认知控制加工。短时距加工方式主要是自动加工，所涉及的脑区主要由小脑、基底神经节、辅助运动皮层等；而长时距加工方式主要是认知控制加工，易受注意、唤醒等因素的影响，与之有关的脑区域主要由额叶背外侧、顶叶、颞叶等脑区。研究发现，当个体想象未来事件时，体内多巴胺的功能会提升对积极事件的预期，进而导致对未来任务完成时间的乐观低估( Merchant， Harrington， & Meck， 2013; Sharot， Guitart-Masip， Korn， Chowdhury， & Dolan， 2012; Sharot， Shiner， Brown， Fan， & Dolan， 2009 ； 滕召军，刘衍玲，刘勇，翟瑞，2014 )。未来的研究可以结合神经科学研究方法，进一步探讨未来任务时间估计的脑机制。
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user: 摘 要 探讨高中教师心理健康现状，并对其影响因素进行总结。结论显示：影响高中教师心理健康的因素主要有应对方式、职业压力、社会支持。 关键词 :心理健康，高中教师
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user: 1. 引言 随着教育改革的深入和社会形势的发展，社会对教师的基本素质与专业素质提出了更高的要求，也对教师造成了一定压力，教师的心理素质与心理健康也受到了广泛关注。教师的心理健康是教师素质的核心要素，是学校心理健康教育开展的必要条件。教师的心理健康状况直接影响其教育对象——学生，教师的不健康心理会影响师生之间的关系、学生的生活态度和学习态度。教师是对学生进行心理健康教育的实施者，解决学生心理健康问题关键在于教师，因此关注学生心理健康，首先要关注教师的心理健康  (俞国良等，2001) 。本文以综述的方法对高中教师心理健康现状进行探讨，进而分析其影响因素。
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user: 2. 高中教师心理健康现状 总体而言，高中教师的心理健康水平低于全国普通人群，许多研究结果都表明在SCL-90测查结果中，高中教师各因子分均高于国内常模  (陈朝阳等，2006；李晶等，2004；王蕾，2010；王志成，2013；王益民等，2014) ，而更早期一些的研究结果表明教师的心理健康状况良好  (陈华、叶远玲，2003；李燕等，2004；申艳娥，2003) 。这样的不同结论可能表明，随着年代的推移，教育形势发展加快，对教师的要求越来越高，教师的工作压力加大，高中教师的整体心理健康状况有所恶化，需要引起重视。从心理健康问题的检出率来看，许多研究一致表明高中教师的心理健康问题检出率都达到半数甚至以上(郝明星，2012；  李晓丽，2014；刘小珍等，2011；王志成，2013 )，调查显示，有51.23%的教师存在心理问题，其中32.18%的教师属于“轻度心理障碍”，16.56%的教师属于“中度心理障碍”，而2.49%的教师已构成“心理疾病”  (李晓丽，2014) 。这些研究结论表明，高中教师的心理健康问题涉及范围很广，许多高中教师的心理健康状况并不十分理想。 除了明确高中教师心理健康水平的整体情况外，还需要知道高中教师心理健康状况的具体特征，这对于有针对性地采取措施促使高中教师的心理健康具有重要意义。许多研究一致表明不同性别高中教师的心理健康水平无明显差异，只在恐怖、抑郁因子上，女性教师得分更高(  白钟玲，2012 ；郝明星，2012；  李晶等，2004；刘小珍等，2011；王蕾，2010；王志成，2013；周继重等，2007 )，在维护高中教师的心理健康时，需要注意女性教师的较隐蔽的心理问题。随着高中教师年龄的增加，心理健康状况有所改善，中青年教师心理健康水平低于老年教师。中青年教师面对职业与家庭生活的双重压力，心理健康水平较低；随着年龄的增长，教师工作年限的增加，生活阅历的丰富，各种经验的积累，使教师心理承受能力也逐渐增强，进行自我心理凋适的能力也与日愈佳，心理健康状况便有所好转  (周继重等，2007) 。
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user: 3. 影响高中教师心理健康状况的因素 3.1. 职业压力 简单来说，压力就是由某种外部或内部刺激引起的，个体所感受到的生理和心理的唤起或紧张状态。这就意味着压力本质上是一种心理感受或心理状态。教师作为一种特殊的职业，除了与常人共有的压力状况外，还有着特殊的压力源。 各国的教师都属于高压力职业，而我国的高中教师由于高考制度，所承受的压力更大更复杂，学生学习压力大，家长的期望高，学校及上级教育管理部门还将高考成绩作为最主要的评价教师工作的指标，教师的紧张程度可想而知，而且由此带来的工作负荷也大得惊人。当今社会发展很快，随之而来的就是学生的眼界和见识更广，更有个性，这也就增加了教师管理的难度，这几方面的压力对教师心理健康造成的影响也不容小觑  (王志成，2013) 。 魏开放等(2005)的研究表明中度以上压力感受程度的教师所占的比例超过了被调查教师的50％，反映出教师群体承受的压力较大；本研究结果还表明，中度以上压力感受程度的教师较轻度以下压力感受程度教师的心理健康水平低，即心理问题检出率高(魏开放等，2005，教师压力感受与个性及心理健康的相关性研究)。  许延礼，高峰强(2003) 的研究也表明，工作压力和心理健康两者存在显著的正相关，并明显存在线性关系；所有的压力因素对教师的心理健康都有显著的影响。由此可以看出，职业压力是影响高中教师心理健康的重要因素。 高中教师职业压力主要来源于过大的工作压力、升学压力以及过多过高的教师角色期望，学校的评价方式也会给教师带来一定职业压力。其中，与心理健康关系最密切的是领导与管理、学生、职业发展晋升及工作负荷等方面的压力，而最小的是社会因素。目前高中的升学考试仍然是衡量学生以及评价教师教学质量最直接最重要的指标，所以教师的工作压力、升学压力都是较大的；教师职业的最大特点在于职业角色的多样化，教师既需要传道、授业、解惑，还要担当示范者、管理者等角色，一旦某个角色做得不好就会收到众多批评、指责；另外，我国大部分学校依然采取只注重结果的单一评价方式，评价结果对教师心理会产生较大影响。 3.2. 应对方式 应付是个体面临应激情景时为减少压力或伤害而做出的认知或行为努力，是对情境变量、时间因素的反应  (Lazarus & Foikman， 1984) 。适宜的应对方式对减缓心理压力，维护心理健康有重要作用。有研究表明，应对方式是直接影响心理健康的，不论是职业压力还是社会支持都要通过应对方式这个中介变量发生作用  (袁立新、曾令彬，2007) 。如果采取了恰当的应对方式，那么个体就可以更自如的利用社会支持，处理职业压力，如果选择了消极的应对方式，则会起到截然相反的效果，对个体的心理健康造成损害。 应对方式的分类有许多，目前多数关于应对的研究都运用的分类是根据应对的指向性，将应对方式分为针对事件或问题的和针对个体情绪反应的。根据这种分类，常见的应对方式有解决问题、自责、求助、幻想、退避、合理化六种。 研究表明  (李燕、姜晓春，2004；王志成，2013) ，解决问题与所有的心理症状得分呈显著负相关，说明解决问题是最有效的应对方式；求助与所有心理症状得分呈负相关趋势，说明求助也是一种有助于减缓心理问题的应对方式；而自责、幻想、退避、合理化的应对方式均与心理症状得分呈显著正相关或正相关趋势，表明这些应对方式的使用会对心理健康水平产生负面影响。  王志成(2013) 的研究表明高中教师最常用的应付方式是解决问题与求助，男性教师更常用的应对方式是解决问题，而女性教师更倾向于求助。 3.3. 社会支持 肖水源(1987)把社会支持归纳为三个方面：一是客观的、实际的或可见的支持，包括物质上的直接援助和社会网络、团体关系的存在和参与；二是主观的、体验到的或情绪上的支持，主要指个体在社会中被尊重、被支持和被理解的情绪体验和满意程度；三是个体对社会支持的利用情况，有些人虽然可以获得支持，却拒绝别人的帮助。 社会支持可以缓解心理症状，有利于心理健康。社会支持不仅可以很好的缓解负面刺激对个体造成的不良影响，还可以有效的激发和维持正性的情绪体验，这对个体心理健康有着重要的意义。而  王志成(2013) 的研究表明社会支持与高中教师的心理健康呈负相关。高中教师由于工作量大，工作时间长，因此得到的社会支持相对单一，且学生不仅是可能的社会支持来源，也可能是压力来源，再加上教师的社交圈相对较窄，社交活动较少，这就使得社会支持这个压力缓冲期不能充分的发挥作用，因此该问题应该得到充分的重视。研究表明  (陈朝阳等，2006) ，三种社会支持中，主观支持对教师心理健康的维护作用最大，而且主观支持与支持利用之间相关显著。同时，已婚教师从夫妻对方获得的社会支持在维护教师心理健康方面具有重要作用，家庭其他成员，如父母和兄弟姐妹之间的相互关心和照顾对教师心理健康的作用也是不可忽视的。因而，在采取维护教师心理健康措施时，需要注重教师被尊重、被理解的情绪体验；还应多从家庭的角度给予教师情感上的支持。
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user: 4. 结论 高中教师的整体心理健康水平低于全国常模，且检出率高，涉及范围广，许多高中教师的心理健康状况并不十分理想，需要引起重视。影响高中教师心理健康的主要因素有职业压力、应对方式、社会支持。教师职业压力中，与心理健康关系最密切的是领导与管理、学生、职业发展晋升及工作负荷等方面的压力；解决问题、求助的应对方式有利于教师心理健康，而自责、幻想、退避、合理化的应对方式不利于心理健康；社会支持可以缓解心理症状，有利于心理健康，主观支持对教师的心理健康具有最重要的作用。
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user: 摘 要 我国耕地土壤受重金属污染严重，人们的健康受到深刻影响，而目前土壤重金属污染的治理仍有一定难度。本文以国内外大量有关重金属的研究为基础，从重金属的活性与分布、影响土壤重金属有效性的因素、重金属对作物生长发育的影响、作物对重金属的抗性以及重金属污染的治理修复方面进行综述，并对今后重金属污染研究的发展提出一些建议，以期为我国重金属污染的研究提供一些理论依据。 关键词 :农业，重金属污染，研究进展，修复治理
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user: 1. 引言 日本历史上因Cd污染引发的骨痛病和Hg污染造成的水俣病让世界开始广泛关注环境重金属污染问题，近年来我国频发的重金属污染事件让国内再次重视重金属污染。环境中的重金属主要来源于人类活动，工业“三废”的排放、污水灌溉、污泥农用、汽车尾气的排放、化肥农药的不合理施用等将大量重金属释放到环境中[ 1 ] ，造成污染，作物的生长发育对重金属起到富集作用，再通过食物链进入人体和其它动物体内，引起慢性疾病。我国重金属污染现状严峻，南北方均有发生，但北方主要是因为污水灌溉引起，而南方则是因涉重的工矿企业造成。环境中存在的对人体健康产生严重危害的重金属污染物主要是被称为重金属五毒的汞(Hg)、镉(Cd)、铅(Pb)、铬(Cr)和砷(As)，其中Cd和As在耕地重金属污染中所占比例最大，造成严重的环境污染，As属于类金属，但其造成的污染仍然被归于重金属污染。据统计，中国有1/6到1/5的耕地已经受到重金属污染，每年有1200万吨粮食被污染，相当于4000万人一年的口粮，造成经济损失达200亿元[ 2 ] [ 3 ] 。耕地土壤主要通过污水灌溉和大气沉降而被重金属污染，我国是农业大国，农业水资源消耗巨大，正常年份全国灌区缺水300亿立方米 [ 4 ] 。我国大面积实行污水灌溉，尤其是北方缺水地区，导致耕地土壤重金属污染严重，且难于治理。 Wang等 [ 5 ] 对湖南省多地进行的观测试验表明，湖南省的蔬菜和水稻中的重金属含量均不同程度的超过食用标准，水稻是我国主要的粮食作物，大部分人以稻米为主食，同时相对于小麦、玉米等作物，水稻更易吸收Cd、Pb等重金属 [ 6 ] 。人们通过饮食富集重金属，使重金属毒性放大，从而对人们的健康产生威胁。作物对土壤中重金属的吸收受到多方面因素的影响，包括土壤理化性质、作物品种类型、耕作栽培措施及重金属间的相互影响等。对这些方面的研究有助于我们对重金属污染进行针对性的预防和修复，提高效率的同时降低修复成本，本文主要从这几个方面对作物重金属污染进行综述。
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user: 2. 重金属的分布与活性 2.1. 重金属在土壤中的分布与活性 污水灌溉和大气沉降是耕地土壤重金属污染最主要的来源。研究表明，进入土壤的重金属绝大部分都分布于表土层(0~20 cm)，深层土壤重金属含量几乎与土壤背景值相当 [ 5 ] [ 7 ] ，这主要是由于表层土壤有机质和粘性成分含量较高，重金属易被吸附 [ 8 ] 。同时也有研究指出，稻田土壤由于还原性较强且有犁底层而使重金属一般都聚集在表层土壤 [ 9 ] 。土壤中重金属的浓度和活性是影响植物对重金属吸收富集的最主要因素，长期使用污水灌溉的地区和工矿企业周边的土壤因其重金属浓度显著高于土壤背景值，导致这些地区生长的绝大部分作物重金属含量都超过国家标准。土壤重金属活性也受诸多因素的影响，一方面，土壤重金属浓度越高，其活性越强，另外，土壤pH、粘土含量、土壤有机质(OM)、阳离子交换量(CEC)和氧化还原电位(Eh)等土壤性质均对土壤重金属的活性产生影响。其中土壤pH和OM被认为是对土壤重金属活性影响最大的两个因素。人类活动是对这些性质产生影响的主要原因，不仅包括矿产的开采、工业和生活污水的排放，农事活动也对其产生深远的影响。 土壤pH对重金属活性的影响因重金属种类的不同而有差异。土壤中Pb、Cd等绝大多数重金属元素的生物有效性均随土壤pH的升高而降低，主要是由于碱性条件下，土壤中的重金属元素以难溶的沉淀物形式存在，其溶解度低，使土壤重金属元素的活性减弱，难以被作物吸收。Yanai等 [ 10 ] 研究显示，土壤pH从4.4升高到7.8，土壤中可提取的Cd含量降低50倍。但是，As作为类金属与上述情况刚好相反，其生物有效性随土壤pH升高而升高，土壤pH升高使As(V)还原为As(III)，土壤固相对其吸附强度降低而解吸进入土壤溶液，造成As的生物有效性升高，这也是水稻中As含量较高的主要原因。相反，也有人认为土壤重金属能对土壤的pH值产生影响 [ 11 ] 。 重金属在土壤中的迁移转化对土壤重金属活性产生重要影响，而进入土壤的重金属能与土壤中的多种组分发生作用，影响其在土壤中的赋存形态，改变土壤重金属的迁移转化能力，进而对其活性产生影响。土壤中有效态重金属含量与土壤有机质含量呈显著正相关关系 [ 12 ] [ 13 ] 。土壤有机质能与重金属元素形成络合物，影响重金属的迁移转化，土壤有机质含有大量活性官能团，能固定重金属，研究表明土壤有机质积累显著增加了有机质结合态重金属的比例，降低了氧化物结合态和残渣态重金属的比例 [ 14 ] 。 2.2. 重金属在植物中的分布与活性 不同作物对重金属的吸收能力不同。水稻因其生长环境的特殊性，其对重金属的吸收富集能力比大多数作物强，尤其是对Pb、Cd和As的吸收，稻米是食物中无机砷的最主要来源 [ 15 ] ，李铭红等 [ 6 ] 的研究结果显示，无论是植株还是籽粒，水稻对重金属的富集系数均高于小麦和玉米，因此以稻米为主食的人群易受到重金属危害。 同一作物对重金属的吸收能力因品种和类型的不同而有差异，如水稻表现为杂交稻 > 常规稻，高产品种 > 低产品种，籼稻 > 新株型 > 粳稻，代谢活跃的部位更易积累重金属元素 [ 16 ] - [ 19 ] 。 植物体不同部位重金属含量不同。土壤中的重金属通过作物根系的吸收作用在植物体中富集，但是重金属在植物地上部和地下部的积累量差异很大。大量研究表明，植物根系对重金属从根部向地上部的转移起到屏蔽作用，重金属在植物根部大量积累，而地上部重金属含量则相对较低，大量关于水稻体内重金属分配的研究结果均表明重金属在水稻中的分布规律为新陈代谢旺盛的部位含量更高，具体为根 > 茎叶 > 籽粒 [ 6 ] [ 20 ] [ 21 ] ；李坤权等 [ 19 ] 研究了水稻不同品种对镉的吸收及分配的差异，结果显示水稻根系Cd平均浓度比糙米高30倍；Arao等 [ 22 ] 对水稻吸收分配镉的研究也表明，水稻植株吸收大量的重金属Cd，但是籽粒中分配的很少。刘建国等 [ 23 ] 研究的水稻品种对铅吸收、分配的差异及机理也得出相似的结论，且糙米精加工后重金属含量大幅下降。也有个别作物可能由于存在较好的重金属运输机制而导致地上部重金属含量与根系相当，如玉米 [ 6 ] 。 2.3. 重金属复合污染 通过大量的试验研究，研究者们逐渐发现作物对重金属的吸收富集往往不是简单的受到一种重金属的影响，而是更为复杂的多种元素的相互影响，这种影响可能是拮抗作用，也可能是协同作用，重金属复合污染是广泛存在的现象。Cd可降低青菜对Pb的吸收，而Pb则加剧了Cd的毒害作用；Cr和Pb能减轻彼此的生物毒性；Cr可减轻Cd的毒性，而Cd对Cr的作用因Cr浓度的不同而不同 [ 24 ] 。周启星等 [ 25 ] 在研究中发现，水稻对Cd与Zn的吸收存在相互影响，具体表现为Zn的加入会促进水稻对Cd的吸收，但是，反过来Cd浓度的增加则使水稻对Zn的吸收减少。而贾彦等 [ 26 ] 在关于Cd、Zn交互作用对金针菇富集重金属的影响的试验中发现，Cd、Zn之间表现为互相拮抗作用，即Cd的加入使Zn的吸收被抑制，与之相似，Zn的加入也抑制金针菇对Cd的吸收积累，但是它们对金针菇的毒害可能表现为协同作用。Ueno等 [ 27 ] 在研究Cd的超富集植物时发现，圆叶南芥的木质部对Cd的吸收被外加Zn抑制，而缺铁增加Cd的吸收。重金属的复合污染不仅表现在作物上，其对土壤微生物活性和群落结构也产生重要影响，相比较单一重金属污染对土壤微生物造成的影响，重金属复合污染对土壤微生物的影响也更为复杂，土壤微生物生物量及群落结构对重金属复合污染的响应有可能表现为协同作用，也有可能是拮抗作用 [ 28 ] - [ 31 ] 。