DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 我国目前的毒品形势十分严峻，2020年6月国家禁毒办发布的《2019年中国毒品形势报告》指出，截至2019年底，我国现有吸毒人员214.8万名，查处吸毒人员61.7万人次，处置强制隔离戒毒22万人次，责令社区戒毒社区康复30万人次。毒品成瘾是一种严重的问题行为，对个人和社会造成了极大的危害，是造成社会不稳定的因素之一(高鹏程等，2014；刘宇平等，2019)。 前人研究发现，社会支持、应对方式和抑郁三个变量之间存在着密切的关系，并且这三个变量也是个体毒品成瘾的重要心理影响因素。社会支持作为个体应对负面事件的重要心理资源，不仅是影响抑郁的一个重要影响因素，还是影响个体毒品成瘾的重要影响因素(陈丹等，2017；李伟，陶沙，2003)。良好的社会支持(如家庭关系、社区、重要他人等)不仅可以作为压力事件和抑郁之间的缓冲器，从而缓解压力事件对抑郁情绪的影响(郭文斌等，2003；Paykel， 2010)，还可以帮助吸毒者减少其毒品成瘾行为(Kecojevic et al.， 2019; Atadokht et al.， 2015; Xiong & Jia， 2019; 姚维，2017)。然而要加深对社会支持与抑郁之间关系的认识，有必要对二者之间的中介机制进行考察。通过回顾文献，本研究认为应对方式是值得考虑的中介变量。有研究表明，社会支持的水平影响个体应对方式的选择，社会支持水平高的个体更容易采用积极的应对方式(Brissette et al.， 2002)。同时应对方式不仅对抑郁情绪产生着重要的作用，也在心理应激过程中起到重要作用，影响着个体的吸毒行为(Tomori et al.， 2014)。自责、回避和幻想等消极的应对方式容易导致抑郁情绪的产生，积极的应对方式能够帮助个体缓解压力，减少其抑郁情绪的产生(谭天赐等，2021；Xu et al.， 2013)。而消极的应对方式则会加重个体的抑郁情绪和毒品成瘾问题(Hassanbeigi et al.， 2013; Kiluk et al.， 2011; 杨玲，樊召锋，2006)。抑郁同时受个体社会支持和应对方式的影响，也对毒品成瘾产生着重要作用(王剑跃，2007)。前人研究发现，吸毒者通常存在严重的抑郁问题，其原因可能是毒品被个体用于自我治疗抑郁状态(李一波等，2021；Volkow， 2004)。 在吸毒者和正常人群体中，其社会支持、应对方式和抑郁的情况存在明显的差异。在一项研究中作者指出吸毒者的社会支持得分低于正常人，并存在显著差异(侯峰等，2012)。在另一项研究中作者指出吸毒者的抑郁得分高于正常人，并存在显著差异(易春丽等，2009)。并且吸毒者与正常人相比，吸毒者会更多地采用消极的应对方式来应对生活中的压力事件(Chen et al.， 2020)。吸毒者群体和正常人群体的社会支持、应对方式和抑郁存在差异，这可能是由于两个群体的心理机制存在差异。 前人对社会支持和抑郁的关系进行了研究。宋蕊和李曼(2020)探讨了中学生社会支持和抑郁之间的关系，并建立了应对方式和心理弹性的链式中介，证明了应对方式在社会支持与抑郁之间发挥着中介作用。而前人对社会支持、应对方式和抑郁之间的影响机制尚未得出结论，同时也缺少对吸毒者和正常人两个群体间这三个变量关系之间的对比研究。本研究在前人的研究基础上对吸毒人群和正常人群的抑郁机制进行了探讨并进行了验证。 综上所述，本研究的目的在于探讨吸毒者和正常人应对方式在社会支持和抑郁之间的作用机制，尝试建立应对方式在社会支持与抑郁之间的中介模型，并比较吸毒者和正常人模型的差异。研究模型见图1。 图1. 实验假设模型
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user: 2. 方法 2.1. 被试 由361名毒品成瘾者(50.13%为男性)和320名正常人组成，毒品成瘾者在天津某戒毒所进行成瘾戒断，删除了1名过度粗心的毒品成瘾者。在筛选数据后的680名被试中，女性被试387名(56.9%)，男性被试293名(43.1%)。年龄范围为17~53岁(M = 23.54， SD = 7.98)。 2.2. 工具 本研究选择刘杰(2020)自编的《药物滥用风险评估量表》。该量表共有心理诱因和个人特质两个维度。心理诱因风险因素包括稽延性症状、抑郁、社会偏见、父母教养方式和社会支持。个人特质风险因素包括自我控制、自我认同、自尊、感觉寻求、心理弹性、应对方式、社交焦虑和正负性情绪。 社会支持分量表。该量表共4个项目，采用Likert 5点计分(1完全不符合~5完全符合)，为单维结构，分数越高说明社会支持越多。其Cronbach ɑ系数为0.938。 应对方式分量表。该量表共8个项目，采用Likert 5点计分(1从来不~5一直如此)，可分为积极应对方式和消极应对方式两个子维度。在积极应对方式中，分数越高表示应对方式越积极，在消极应对方式中，分数越高表示应对方式越消极。其Cronbach ɑ系数为0.641。 抑郁分量表。该量表共4个项目，采用Likert 5点计分(1从不~5总是)，为单维结构，分数越高表示抑郁程度越高。其Cronbach ɑ系数为0.759。 2.3. 数据处理 采用SPSS26.0进行数据处理与统计分析，用Mplus 8.0建立吸毒者群体和正常人群体的中介模型、进行多组中介分析。 2.4. 多组中介分析 对于两个群体的中介模型比较，可以采用多组中介分析方法来比较两组之间路径系数的差异。多组分析的目的是检验对一个群体适用的模型，其参数值在另一个群体中是否会一致(郭剑等，2010)。在多组分析方法中，使用The wald test比较两组间间接效应ab的差异(两组分别用G1和G2表示)，如图2所示，其中X为自变量，Y为因变量，M为中介变量。假设可以写成： H0：a(G1)b(G1) = a(G2)b(G2)或H0：a(G1)b(G1) − a(G2)b(G2) = 0 (Ryu， 2015)。 图2. 多组中介模型示意图
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user: 3. 结果 3.1. 共同方法偏差检验 采用Herman单因素检验方法对可能存在的共同方法偏差进行检验(汤丹丹，温忠麟，2020)。结果发现，16个项目中，共提取出3个特征值大于1的公共因子，且第一个公共因子解释了总变异量的35.95%，低于40%，说明本研究数据不存在严重的共同方法偏差。 3.2. 吸毒者和正常人各变量结果 通过独立样本T检验，对整体结果有大致的了解，详情结果见表1。 Table 1 Tests for differences between groups of related variables (M ± SD 维度 吸毒人员 正常人 效应量(r) t 应对方式 积极应对方式 13.138 ± 3.345 9.571 ± 2.862 0.497 14.788*** 消极应对方式 9.906 ± 2.889 8.540 ± 2.351 0.251 6.727*** 总和 23.0377 ± 4.504 18.111 ± 3.864 0.506 15.013*** 社会支持 14.008 ± 4.421 9.260 ± 4.062 0.488 14.523*** 抑郁 9.017 ± 3.167 9.703 ± 2.779 −0.114 −2.997** 表1. 相关变量在不同群组间的差异检验(M ± SD) 注：*：p < 0.05；**：p < 0.01；***：p < 0.001下同 由上表可知，吸毒人员与正常人在社会支持、应对方式和抑郁上均存在显著的统计学差异。在社会支持上，表现为吸毒人员比正常人得到的社会支持更多；在应对方式上，表现为吸毒人员比正常人的积极应对方式和消极应对方式更多；在抑郁上，表现为吸毒人员比正常人的抑郁程度少。 3.3. 各变量之间相关分析 通过控制人群类别，对各研究变量之间进行偏相关分析，结果见表2。 Table 2 Partial correlation matrix between variable 1 2 3 1社会支持 1 2应对方式 0.303*** 1 3抑郁 −0.112** 0.186*** 1 表2. 各变量之间的偏相关矩阵 由上表可以看出，除社会支持与抑郁称显著负相关之外，其余变量都与其他变量呈显著正相关，此结果与前人研究一致。 3.4. 社会支持、应对方式和抑郁间的简单中介模型 3.4.1. 吸毒者样本的中介效应 为了检验在吸毒者样本中应对方式在社会支持和抑郁之间的中介作用，使用Mplus8.0建立中介模型。模型拟合指标显示社会支持、应对方式与抑郁间的完全中介结构模型成立，即个体通过受到社会支持后会加深其应对方式的应用从而影响到抑郁情绪。部分中介模型请见图3。图3结果显示，社会支持直接预测抑郁这条路径达到了显著水平(β = −0.339， SE = 0.052， p < 0.001)，将应对方式作为中介变量纳入社会支持与抑郁的模型后，自变量社会支持对中介变量应对方式存在正向预测作用(β = 0.384， SE = 0.046， p < 0.001)；中介变量应对方式对因变量抑郁存在正向预测作用(β = 0.285， SE = 0.053， p < 0.001)。使用Bootstrap法检验中介效应的显著性，重复取样1000次，计算95%的置信区间，结果显示直接效应(社会支持→抑郁)的Bootstrap (95%CI)为[−0.305， −0.170]；中介路径(社会支持→应对方式→抑郁)的Bootstrap (95%CI)为[0.047， 0.110]。中介路径系数和直接路径系数的95%置信区间不包括0，说明应对方式这一变量的间接效应显著，即应对方式在社会支持和抑郁之间起着部分中介的作用。 图3. 在吸毒人员样本应对方式对社会支持与抑郁的中介模型 3.4.2. 正常人样本的中介效应 为了检验在正常人样本中应对方式在社会支持和抑郁之间的中介作用，使用Mplus8.0建立中介模型。模型拟合指标显示社会支持、应对方式与抑郁间的完全中介结构模型成立，即个体通过受到社会支持后会加深其应对方式的应用从而影响到抑郁情绪。完全中介模型请见图4。图4结果显示，除了社会支持直接预测抑郁这条路径不显著外(β = 0.000， SE = 0.056， p > 0.05)，剩余各变量间的路径系数均达到了显著水平。将应对方式作为中介变量纳入社会支持与抑郁的模型后，自变量社会支持对中介变量应对方式存在正向预测作用(β = 0.192， SE = 0.055， p < 0.001)；中介变量应对方式对因变量抑郁存在正向预测作用(β = 0.231， SE = 0.055， p < 0.001)。使用Bootstrap法检验中介效应的显著性，重复取样1000次，计算95%的置信区间，结果显示直接效应(社会支持→抑郁)的Bootstrap (95%CI)为[−0.071， 0.065]；中介路径(社会支持→应对方式→抑郁)的Bootstrap (95%CI)为[0.014， 0.056]。中介路径系数的95%置信区间不包括0，但直接路径系数的95%置信区间包括0，说明在正常人样本中，应对方式这一变量的间接效应显著，即应对方式在社会支持和抑郁之间起着完全中介作用。 图4. 在正常人样本应对方式对社会支持与抑郁的中介模型 3.5. 多组中介检验 采用Mplus8.0对正常人和吸毒人员进行应对方式中介模型多组分析，对比两个中介路径模型的中介系数。各路径系数对比见表3。 Table 3 Multi-group comparison of intermediary models of coping styles between normal people and drug addict 路径系数 正常人 吸毒者 Wald value p a 0.192 0.384 7.751 0.005 b 0.231 0.285 0.391 0.532 c 0.000 -0.339 19.192 0.000 a*b 0.044 0.109 4.879 0.027 表3. 正常人和吸毒人员应对方式中介模型的多组比较 在正常人和吸毒者群体中的应对方式中介效应模型中，社会支持对应对方式的路径系数a之间的Wald值为7.751，p < 0.05，即两个群体间的系数a在统计学上存在显著的差异；应对方式对抑郁的路径系数b之间的Wald值为0.391，p > 0.05，即两个群体间的系数b在统计学上不存在显著的差异；社会支持对抑郁的路径系数c之间的Wald值为19.192，p < 0.001，即两个群体间的系数c在统计学上存在显著的差异；此外a*b之间的Wald值为4.879，p < 0.05，即两个群体之间在a*b的路径上存在显著的差异。
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user: 4. 讨论 本研究首次建立了吸毒者和正常人群体社会支持、应对方式和抑郁的中介模型，并运用多组分析的方法比较了两个模型的差异。相关分析、中介模型分析和多组中介分析的结果共同说明，在吸毒者群体中，社会支持对抑郁产生直接作用的同时，还会通过应对方式的中介作用负向影响抑郁；在正常人群体中，社会支持只能通过应对方式的中介作用影响抑郁。这些结果说明，吸毒者和正常人在社会支持、应对方式和抑郁的心理机制中存在很大的差异。 在此结果中，吸毒者的消极应对得分低于正常人，并与正常人存在显著差异，这与前人研究一致(任怡臻等，2018)。吸毒者社会支持、积极应对方式的得分高于正常人，并存在显著差异。这与前人的研究结果不一致。韩美芳等(2011)的研究中指出，吸毒者相较正常人会得到较少的社会支持；李鹏程(2006)的研究发现，吸毒者相较于正常人，在面对压力事件时更易采取消极的应对方式而不是积极的应对方式。此结果与前人研究不一致的原因可能是本研究样本量较少的缘故。吸毒者抑郁得分低于正常人，并存在显著差异，这与前人研究结果不一致。这可能是因为在本研究中吸毒者不仅通过社会支持来缓解抑郁情绪，还运用积极的应对方式来面对压力事件，这两种方式大大减少了吸毒者的抑郁情绪，这也与吸毒者中介模型的结果相符。根据拮抗理论，吸毒者通过毒品获得心理和生理的快感，从而减少如抑郁等的戒断的长期症状，这可能也是吸毒者抑郁得分少于正常人的原因(Habibi et al.， 2013)。 本研究对吸毒者群体和正常人群体的社会支持、应对方式和抑郁的关系进行了新的探索并得到了两组模型的差异。这个结果提示我们，应为吸毒人员提供更多的社会支持，并对吸毒人员进行应对方式的培训。良好的社会支持可以降低吸毒人员的抑郁水平，训练吸毒人员应对方式的技巧也可以使吸毒者提高心理健康水平并帮助其戒毒。了解吸毒人员与正常人的心理机制的差异对吸毒人员的戒毒工作和高吸毒风险人群的预防工作具有重要意义。 本研究存在以下两点不足。第一，由于天津市戒毒所吸毒人员有限，故吸毒者样本量较小；本研究在被试年龄方面也未做到均衡。第二，除了应对方式外，可能存在其他的中介变量，比如心理弹性、自尊等，未来研究可以通过建立更复杂的模型来进一步探讨吸毒者和正常人两个群体间心理机制的差异。
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user: 5. 结论 本研究比较了吸毒人群和正常人群的抑郁机制并发现两组人群抑郁机制存在很大的差异。这对吸毒预防工作和戒毒工作提供了理论指导，应关注社会支持较低和应对方式有问题的吸毒者，及时对其进行帮助和心理疏导，引导其采用积极的应对方式面对负性事件，降低吸毒者抑郁的风险。
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user: 摘要 已有研究证明，类似新型冠状肺炎疫情这样的突发性的重大公共卫生事件会对大学生心理健康状况会产生不良影响，为找到良好的干预方式和措施尽可能降低这种负面影响，对它的影响机制的研究显得尤为紧迫。针对上述问题，本文首先提出有中介和调节作用的“素质–压力”模型；然后，根据模型假设采用自编《新型冠状肺炎疫情压力感知量表》，以及《中国大五人格问卷简式版》、《简易应对方式量表》和《抑郁自评量表》共4套量表对广西某高校复学返校的全体大四毕业生共3398人进行了测试；最后，采用SPSS等软件对测试结果进行了统计和分析。结果表明：所提出的模型能够有效描述新冠疫情对大学生心理健康状况的影响机理、影响途径和影响方式，这为高校心理辅导和干预，降低新冠疫情对大学生心理健康状态的影响，提供了参考性的方法和有价值的途径。
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user: 1. 引言 2020年，新型冠状病毒肺炎(下文简称新冠)全球爆发，已有研究表明此次疫情不仅对新冠肺炎患者、医护人员、隔离人员心理产生较大负面影响，对居家隔离的普通大众也会产生一定的负性影响，抑郁情绪普遍存在(朱玲，等，2020)。抑郁是一种常见的、具有弥散性的消极心境状态，抑郁的临床症状包括心境低落、行动意愿下降以及思维迟缓，并伴随着食欲下降和睡眠障碍等相关症状，不仅会严重影响个体的身心健康和生活质量，重度抑郁者甚至会出现自伤和自杀行为。有调查显示疫情期间大学生抑郁检出率有21.6% (昌敬惠，袁愈新，王冬，2020)。大四学生需要在新冠疫情下完成毕业论文设计并寻找就业机会，这就意味着要比低年级和往届毕业生要承担更多的压力，其情绪状态需要给予更多的关注，因此，积极探讨大四毕业生在新冠疫情下的抑郁情绪产生机制，对相关高校开展心理疏导工作有重要意义。 “素质–压力模型”采用素质易感性与压力事件的相互作用来解释抑郁发生的机制。一般而言，个体素质越差、易感性越高，引发某些抑郁症状所需的生活事件和压力就越小；相反，个体素质越高，易感性越低，则需要更大的生活事件或压力才能引发抑郁(Franck et al.， 2016)。作为一种心理素质因素，人格与抑郁的关系密切，其中神经质对抑郁的影响研究者们已基本形成共识，即神经质可以直接影响个体的抑郁情绪，因此本文首先假设大学毕业生的神经质可以直接影响其抑郁情绪(假设1)。在神经质作用抑郁的机制上，已有研究证明了应对方式在神经质和抑郁情绪间起中介作用(刘双金，胡义秋，孙焕良，2018)。神经质得分高的人倾向于把压力情境评价为更具威胁性和更难控制，所以他们更加注重情绪和回避性的应对，而不是注重任务的应对(Barnhofer & Chittka， 2010)，可以理解为他们较多采用消极的应对方式而非积极的应对方式应对外部压力，所以本文进一步假设神经质可以通过应对方式间接影响抑郁情绪(假设2)。 已有的大量实证研究发现：重大的公共危机(例如：大地震、高烈度传染病等)发生后，与危机相关的个体都有可能出现抑郁的情绪，甚至出现创伤后应激反应障碍(PTSD)。同样的，作为公共卫生危机事件，新冠爆发所产生的压力毫无疑问也会直接影响到个体的情绪状态。因此，本文认为新冠疫情可以对个体的抑郁情绪有直接的影响(假设3)。另一方面，关于人格因素在应激事件与抑郁情绪间的作用，目前主要有三种观点：1) 人格在应激事件和抑郁情绪间起中介作用(薛朝霞，梁九清，2012)；2) 人格在应激事件和抑郁情绪间起调节作用(姚崇，等，2019)；3) 应激事件在神经质和抑郁情绪间起调节作用(肖晶，2013)。本文支持第三种观点，即认为应激事件所产生的压力可以放大神经质个体的消极心理过程，从而使得神经质对抑郁产生更大的影响，即新冠疫情可以调节神经质对抑郁的直接作用(假设4)。 同时，应该进一步考虑到新冠疫情的出现是本届大学毕业生不曾遇到过的公共卫生安全事件，他们对此没有任何经验，神经质群体在这种压力下会更多的倾向于采用消极应对方式，而不是使用积极应对方式，即新冠疫情可以调节神经质对消极和积极应对方式的选择，从而间接影响抑郁(假设5)。此外，新冠疫情还会对个体的社会支持系统有影响，个体可获取的有利资源变少，导致个体采取的积极应对举措不一定能产生与平时一样的效能，但消极应对举措则可能产生比平时更糟糕的结果，即新冠疫情通过调节应对方式对抑郁的作用，从而改变了神经质对抑郁的间接作用(假设6)。 综上所述，本文构建了研究模型(见图1)，以大学毕业生为研究对象对上述假设进行整体验证。 图1. 有调节的中介模型
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user: 2. 对象与方法 2.1. 对象 对广西某高校复学返校的全体大四毕业生3398人(湖北籍毕业生暂未返校)进行测试，有效回收率为100%。其中，男生1197人(35.2%)，女生2201人(64.8%)；独生子女937人(27.6%)，非独生子女2461人(72.4%)；曾经有过留守经历学生(留守时间超过半年以上)769人(22.6%)，无留守经历学生2629 (77.4%)。 2.2. 工具 1) 新型冠状肺炎疫情压力感知量表(Pressure Perception scale for COVID-19)。为自编量表，共4个项目，用于测量个体在新冠疫情下的压力感知，下文简称“疫情压力”。首先，调查疫情期间被试经历的生活事件对其影响程度，有3个题目，分别是“接触过新冠病毒患者”“新冠疫情期间被居家隔离”“新冠疫情期间有发烧、感冒、咳嗽等症状”，影响程度为5级评分，即“1.没有发生”“2.发生过，对我没有影响”“3.发生过，对我有轻度影响”“4.发生过，对我有中度影响”“5.发生过，对我有重度影响”。然后，让被试总体评价新冠疫情对其影响程度，有1道题目，即“新冠疫情对你造成的苦恼程度为”，该题也为5级评分，即“1.没有”“2.轻度”“3.中度”“4.重度”“5.极重”，4题分数相加作为被试疫情期间压力感知的分数，分数越高说明个体受新冠疫情的影响越大。 抽取大一被试500人进行预测，发现量表的内部一致性数为0.783，用探索性因子分析发现4个项目可以提取一个公因子，其初始特征根为2.446，解释总方差的61.139%，四个项目的载荷系数分别为0.720、0.778、0.819和0.807，符合测量学要求，可以进行正式调查。本研究该量表的Cronbach α系数为0.71，符合测量学要求。 2) 中国大五人格问卷的简化版(Chinese Big Five Personality Inventory brief version)。由王孟成，戴晓阳和姚树桥于2011年修订，本研究只选取了神经质分量表的项目，共包含8个条目，采用6级评分，即“1.完全不符合”“2.大部分不符合”“3.有点不符合”“4.有点符合”“5.大部分符合”“6.完全符合”，分数越高表示个体的神经质特征越明显。原量表的Cronbach α系数为0.81，本研究Cronbach α系数为0.86。 3) 简易应对方式量表(Simplified Coping Style Questionnaire)。由解亚宁于1998年编制，一共有20个项目，其中12个项目用于测量积极应对，另外8个测量消极应对。采用4级评分，即“1.不采取”“2.偶尔采取”“3.有时采取”“4.经常采取”，分数越高代表应对方式越积极或越消极。原全量表、积极应对和消极应对分量表的Cronbach α系数为分别为0.90、0.89和0.78，本研究分别为0.88、0.92和0.80。 4) 抑郁自评量表(Self-Rating Depression Scale)。由William W.K. Zung于1965年编制，主要用于衡量抑郁状态的轻重程度，及其在治疗中的变化。共有20个项目，10个正向计分题和10个反向计分题，采用4级评分，即“1.没有或很少时间”“2.小部分时间”“3.相当多时间”“4.绝大部分或全部时间”，分数越高说明个体的抑郁状态越严重。该量表在国内外应用广泛，有良好的信效度，本研究中量表的Cronbach α系数为0.87。 2.3. 统计分析 数据采用EXCEL录入，将录入后的数据导入SPSS 24.0进行数据分析，本文所采用的统计方法主要有：t检验、相关分析和回归分析。 2.4. 共同方法偏差检验 本论文的所有研究变量都采用了自我报告方式进行测量，这可能导致共同方法偏差，因此，本文采用Harman单因素检验法做共同方法偏差检验。采用主成分分析法来检验未旋转因素的分析结果，共有9个公因子的特征根大于1，最大公因子的解释率是21.51%，远小于40%，这说明本论文的研究变量存在共同方法偏差的可能性低。
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user: 4. 讨论 4.1. 神经质和应对方式对抑郁的影响 在控制了人口学变量后，本研究显示神经质可以直接正向预测抑郁，即神经质得分越高，其抑郁得分也就越高，该结果与本文假设1相符。神经质的诸多负性心理过程可能是个体容易直接体会到抑郁情绪的重要原因，例如：有研究显示神经质高分者对负性刺激容易表现出过度情绪化反应且难以平复(Suls & Martin， 2005)；负性自动思维模式一直潜伏在高神经质个体身上，微小的负性情绪反应也会引发负性自动思维模式(Barnhofer & Chittka， 2010)；他们容易出现反刍思维、沉思反应，重复和被动地关注痛苦的症状和这些症状的可能原因与后果(Kendler et al.， 2006)，以至于陷进消极情绪的漩涡中不能自拔。总之，本研究再次确认了神经质是抑郁情绪的人格易感因素。除了直接作用外，神经质还通过积极应对和消极应对间接预测抑郁，该结果与本文假设2相符，从模型回归系数看，消极应对正向预测抑郁，积极应对负向预测抑郁，而神经质分别正向和负向预测消极应对和积极应对，所以一方面神经质通过使用消极应对增加抑郁的可能，这与马慧等(2019)的研究相同，另一方面因为较少采用积极应对方式而增加了抑郁的可能。这提示我们对于神经质分数高的毕业生群体，要告诉他们哪些是消极的应对方式，尤其要告诉他们哪些是积极的应对方式，并训练他们多使用积极应对方式，尽可能少使用消极应对方式。 4.2. 疫情压力下神经质和应对方式对抑郁的影响 应激事件所产生的压力对个体情绪有直接的作用，很多研究者的研究都证明了这一结论。本文认为新冠疫情作为压力源不仅会对个体的抑郁情绪产生直接的作用，而且还会对神经质作用抑郁的机制产生影响，因此在神经质作用抑郁的中介模型中加入了疫情压力变量。经研究发现，疫情压力对个体的抑郁有直接的正向预测作用，这与本文的假设3相吻合，即随着对疫情压力感知的提高，个体的抑郁情绪也会升高，这与王一等(2020)和郑晨等(2020)的研究结果相类似。新冠疫情作为一次突发的公共卫生安全事件，发生突然、来势凶猛、持续时间长，个体生命安全遭受到了直接的威胁，其能直接激发个体的抑郁情绪在情理之中。 另外，本文假设疫情压力可以在三条路径上调节神经质对抑郁的作用，从研究的结果来看，第一，疫情压力对神经质直接作用的调节效应显著，这与本文假设4一致，与李赛兰等(2018)和肖晶(2013)的研究有相似之处，他们的研究也证明了应激可以调节神经质对抑郁的直接作用。本研究中神经质直接作用抑郁的效果随着疫情压力加重而逐渐增大，这可能是因为在疫情压力下神经质个体个性消极面被放大了，如疫情期间必须居家隔离，这很有可能给神经质个体的反刍思维和沉思反应等消极心理过程创造了温床，致使它们所带来的消极后果比平时更为严重。第二，疫情压力对神经质间接作用的前半段调节效应不显著，这与本文假设5不同。即无论疫情压力情形如何，神经质的个体所使用的应对方式都是相对稳定的，说明应对方式是个体习惯化的行为模式，不容易随着外部环境的改变而改变。第三，疫情压力对神经质间接作用的后半段调节效应有部分是显著，即对积极应对的调节效应显著，但对消极应对的调节效应是不显著的，这与本文假设6部分相符。具体而言，疫情压力的增加可以降低积极应对方式对抑郁的负向预测作用，从而降低神经质通过积极应对间接影响抑郁的效果。或者可以理解为，神经质平时和疫情期间同样采用积极的应对，但其对抑郁的缓冲作用是不同的，与平时相比疫情下积极应对的缓冲作用下降了，一方面这可能与疫情下个体面对的困难增多且应对困难的可用资源减少有关，另一方面可能与旧的应对方式不适应突发疫情环境有关。因此，疫情期间复学，在生活、学习和工作上学校要给予学生比平时更多的资源和直接的帮助，这样才能提高他们应对压力和困难的效果，减少抑郁情绪的产生。
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user: 5. 结论 以大学毕业生为被试，本研究发现：神经质既可以直接作用其抑郁情绪，也可以通过消极应对方式和积极应对方式间接影响抑郁情绪；疫情压力可以直接作用抑郁情绪，同时可以调节神经质对抑郁的直接作用，还可以通过降低积极应对效果改变神经质对抑郁的间接作用。总体上看，有调节的中介模型基本成立，由模型可知新冠疫情这一压力因素和个体的神经质以及应对方式对个体抑郁情绪的作用是复杂的，未来可以让其他被试群体对该模型做进一步检验和修订。
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user: 摘要 目的：探索工作记忆广度和刷新与概念形成的关系。方法：选取60名大学生被试，采用运算–词汇广度任务和2-Back任务分别测量工作记忆广度和工作记忆刷新，以探索工作记忆与概念形成的关系。结果：工作记忆广度与经典概念形成实验所用步数以及替代取样发生次数显著负相关，与空白试验法实验的正确率显著正相关；被试在2-Back任务上的正确率与经典概念形成实验中所用步数以及替代取样现象发生次数显著负相关，与空白试验法实验的正确率显著正相关。结论：工作记忆容量和刷新在人工概念形成过程中具有重要作用。
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user: 1. 引言 概念是对事物本质属性的反应，人工概念是在实验室条件下人为制造的一种概念，用以研究概念的形成过程(彭聃龄，2012)。概念形成是指个体掌握概念的过程。在对概念形成的研究中，由Bruner等人提出的假设检验说占主导地位，该学说认为概念形成是不断提出假设、验证假设的过程(Bruner et al.， 1956)。在概念形成实验中，被试利用最初的肯定实例提出可能的假设，由此构成的假设库指导被试选择某个实例，并根据主试正确或错误的反馈判断假设正确与否，即对假设进行检验。多数心理学家认为，人工概念和自然概念的形成遵循假设检验过程(Bower & Trabasso， 1963; 杨治良，1986)。 在对假设检验说进行的探索中，研究者对于记忆资源在概念形成过程中的作用看法不同(王甦，汪安圣，1992)。Bower和Trabasso (1963)在人工概念形成的研究中发现，当被试做出错误的反应，需要形成或采用新的假设时，以前曾采用但被否定的假设还会再次被选择，表现出对过去事件的“无记忆”(no memory)现象(Restle， 1962 通过对以上研究的实验材料和实验程序的分析，发现两类研究中的概念形成过程对记忆资源的需求不同。在Bower和Trabasso (1963)和Trabasso和Bower (1964)的研究中，实验材料是画有图形的卡片，图形在形状、颜色、数目和边框数4个维量上不同，每个维量分为3个水平，共有81张卡片。在实验中，主试会预先设定某个或多个属性的结合作为概念，被试为了找到正确概念，需要形成的可能假设较多，假设库较大，对记忆资源的需求较高，易导致重复验证某个假设即替代取样现象。而在Levine (1966， 1975)的研究中，实验材料在4个维量上不同，但每个维量仅有2个水平，且每对材料仅在1个维量上有区别，这样只有8张卡片材料。在实验时，每次只安排一个属性为有关属性，呈现的两个刺激只在一个属性上存在差异，只有8个可能正确的假设。实验要求被试记住的假设较少，对记忆资源的需求较低，一个被否定的假设在以后实验中得到再次应用的概率很低。由此可见，Bower等人的研究之所以发现概念形成是全或无的过程，实验中出现替代取样现象，是由于可能的假设库较大，被试难以记住所有可能假设以及验证过的假设。而在Levine的一系列研究中，可能的假设只有8个，被试的记忆负荷较小，对记忆资源的需求较小，被试的假设库随着实验进行而缩小，没有出现替代取样现象。所以，以上研究矛盾的原因在于研究任务对于信息存储以及加工的需求不同，Bower等人研究中的概念包含的属性和样例较多，被试验证可能的假设时需要同时存储的信息和加工要求较高，而在Levine研究中的人工概念包含的属性和样例较少，被试验证可能假设时需要同时存储的信息和加工要求较低。当这种存储和加工要求超过了被试的记忆资源时，便会在概念形成过程中出现“替代取样”现象，反之则会出现假设库随实验的进行而减小的现象。通过以上分析可以发现，二者研究结果的差异是由于概念形成过程中对信息存储和加工的需求不同。 工作记忆是由Baddeley等人(1998， 2000)提出的一种对信息的短时存储以及对这些信息进行加工的资源有限的记忆系统。工作记忆广度是评价工作记忆能力的一项重要指标(李德明等，2003；于斌等，2016)，目前主要使用双任务范式(如运算–词语广度任务)进行测量，即要求被试在同一时间内执行两种任务，一种是作为主要任务的记忆任务，另一种是作为干扰任务的数字计算或图形判断等任务(Conway et al.， 2011)。资源共享模型认为工作记忆广度受有限的认知资源限制，任务越难需要的资源越多，任务越简单需要的资源越少(Daneman & Carpenter， 1980 综上，有些研究发现概念形成过程中记忆不起作用(Bower & Trabasso， 1963; Trabasso & Bower， 1964)，其他研究却发现记忆发挥作用(Levine， 1966， 1975)。该矛盾可能源于概念形成过程对信息存储和加工的需求不同，即工作记忆广度的大小影响了可以存储的待验证假设的数量，而工作记忆刷新参与了对已验证和已排除假设的不断更新。因此，本研究在测量被试工作记忆广度和工作记忆刷新能力的基础上，探索工作记忆对概念形成的影响。研究采用运算–词汇任务和N-back任务来调查工作记忆容量和工作记忆刷新，同时采用经典概念形成任务和空白试验法任务探索工作记忆对概念形成的影响。由于在概念形成过程中，被试需要根据肯定实例所包含的各种属性形成可能假设，同时在假设检验的过程中，还需根据被否定或被肯定的实例实时刷新假设库的内容，这些都需要工作记忆存储和刷新功能的支持。由此，研究假设为：1) 工作记忆容量和假设检验有关，工作记忆容量越大，出现替代取样的可能性越小；2) 工作记忆刷新和假设检验有关，工作记忆刷新效率越高，形成概念的可能性越高。
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user: 2. 研究方法 2.1. 被试 随机选取在校大学生60名，平均年龄20.73 ± 1.03岁。视力或矫正视力正常。一名被试未完成2-Back任务。最后参加实验的被试为59名，平均年龄20.85 ± 1.11岁，其中男生15名，女生44名。 2.2. 实验程序 被试到达测量室后由主试讲解实验任务，并进行练习。被试依次进行运算–词语广度任务、2-back任务、经典概念形成实验和空白试验法实验。其中，运算–词语广度任务大约持续5分钟，2-back任务约持续5分钟，经典概念形成实验大约持续15分钟，空白试验法实验大约持续10分钟。实验在2-back任务和经典概念形成实验中间让被试休息5分钟，整个实验大约持续45分钟。实验采取一对一的方式进行，主试协助解释研究任务，确保被试明白指导语，研究过程未发现被试过于疲劳状态。 2.3. 实验材料和任务 2.3.1. 运算–词语广度任务 选取运算–词语广度任务测量工作记忆容量。该任务要求被试判断由两个1位数组成的加法算式是否正确，并记忆算式后面的词汇，比如“2 + 4 = 5 ？中国”，以被试对算式的正确判断和词汇的正确回忆作为任务完成的标准。记忆广度任务包括广度2~7共六个级别，每个级别包含三组题目，每组的题目数量与该广度级别数相等，如广度2的每组题目包含2个题目，广度7的每组题目包含7个题目，共计81道题目。被试若能正确完成某个广度三组题目中的两组，则继续下一广度的题目，如果三组题目有两组不通过，则将上一广度作为该被试的工作记忆广度。算式的两个被加数及结果都是1位数，正确与错误各半，并在实验中平衡。词汇选自2008版《现代汉语常用词表(草案)》中的高频词，以排除词频对词汇记忆的干扰。实验时，屏幕中央首先呈现注视点500 ms，随后呈现算式和词汇5000 ms，要求被试尽快判断算式的正误并口头报告呈现的词汇，算式正确按“F”键，错误按“J”键。为防止被试对词汇的复述，按键后刺激马上消失，并呈现下一道题目。本组所有题目完成后要求被试报告出现过的词汇，能正确报告者进入下一组题目。实验流程如图1所示。最后根据被试通过的级别数，确定其工作记忆广度的大小。 图1. 运算–词语广度任务实验流程图 2.3.2. N-back任务 选取N-back任务测量工作记忆刷新能力，该任务是测量工作记忆信息更新过程的经典范式(赵鑫，周仁来，2011)。任务要求被试判断当前刺激与前面第N个刺激是否相同。本研究采用2-back任务测量被试的工作记忆刷新能力。实验时，电脑屏幕中央随机呈现数字流(1~9)，呈现的前两个数字不需要反应。从第三个数字开始，要求被试判断屏幕中央呈现的数字是否与往回数第二个数字相同，相同按“F”键，不同按“J”键。被试经练习阶段熟悉按键后进行正式实验，正式实验共120个试次，40个相同，80个不同。实验流程如图2所示。 图2. 2-Back任务实验流程图 2.3.3. 经典概念形成实验 参照Bruner et al. (1956)的研究设计实验材料。该材料是画有图形的卡片，图形的形状、颜色、数目和边框是构成每一卡片的4个维量。每个维量有3个水平，即各有3个属性或值。形状维量有十字、圆形和方块3个属性；颜色维量有绿、黑、红3种；图形数和边框数维量均有1、2、3三种情况。研究共包括81张(3 × 3 × 3 × 3)卡片(图3)。由于在经典概念形成实验中，形成概念的难度会随着人工概念包含的维量的多少而变化，即人工概念中包含的维量越少，该人工概念所包含的肯定实例就越多，被试形成该人工概念就越困难。因此，本研究根据人工概念中所包含的维量数目，将实验中用到的人工概念分为4个难度等级。难度4中的人工概念包含1个维量(如“红色”)，难度3中的人工概念包含2个维量(如“黑色圆形”)，难度2中的人工概念包含3个维量(如“两个黑色方形”)，难度1中的人工概念包含4个维量(如“一框两个黑色圆形”)。难度等级越大，人工概念包含的维量就越少，该概念下的肯定实例就越多，被试猜出该概念的可能性就越低。每个难度分别设置2个人工概念，共8个概念。 图3. 经典概念形成实验材料 2.3.4. 空白试验法 参照Levine (1966)的研究，以字母X和字母T作为实验材料，共有8张在字母、大小、颜色和位置四个维量上互不相同的刺激卡片(图4)，被试需要验证大的、小的、白的、黑的、左边、右边、X和T共8种假设。 正式实验时，被试端坐在电脑前，告知被试屏幕上会出现一对刺激，其中一个为肯定实例，另一个为否定实例，肯定实例和否定实例在四个维量上均不同。被试根据自己的假设和电脑的反馈进行按键，选择右边按“F”键，选择左边按“J”键。实验共顺次呈现16张卡片，在第1、6、11和16张卡片的肯定实例上标识“+”以给予被试反馈，告知被试呈现卡片中的两个刺激哪个是肯定实例。根据空白试验法，被试在第1次反馈时可以排除8个假设中的4个，第2次反馈可以排除剩下的4个假设中的两个，第3次反馈可以排除剩下的2个假设中的1个，第4次反馈可以验证自己的判断(实验流程见图5)。为了探索工作记忆对空白试验法范式中概念形成的影响，研究记录被试的反应时和正确率，并根据反馈将实验分成三个阶段，阶段1为第1次和第2次反馈间的试次，阶段2为第2次和第3次反馈间的试次，阶段3为第3次和第4次反馈间的试次(见图5)，每个阶段共4个试次。由此，每个概念被试需要进行的反应为12次。 图4. 空白试验刺激示意图 图5. 空白试验法刺激流程示意图
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user: 5. 结论 研究探讨了工作记忆广度和工作记忆刷新与人工概念形成的关系，研究结论如下： 1) 工作记忆广度与经典概念形成中难度4上的替代取样发生次数负相关，工作记忆广度越大，较难概念形成所用步数越少；工作记忆广度与空白试验法中被试的正确率显著正相关，工作记忆广度越大，被试猜测到正确概念的概率越高。 2) 工作记忆刷新任务的正确率与经典概念形成中难度4上的替代取样发生次数负相关，工作记忆刷新能力越强，替代取样现象发生的越少；工作记忆刷新任务的正确率和反应时与空白试验法中阶段2和阶段3的正确率正相关，工作记忆刷新能力越强，被试猜测到正确答案的可能性越高。
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user: 摘要 汉语发展性阅读障碍是一种基于汉字的学习障碍，及时诊断、干预是减轻此类障碍的有效手段。近年来，汉语发展性阅读障碍研究不断取得新进展，本文通过梳理汉语发展性阅读障碍的相关研究，总结已有研究的不足，从而为今后研究提供新方向。
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user: 1. 引言 “阅读障碍(dyslexia)”一词最初来源于希腊语，又称难语症、诵读困难，这一概念是由德国眼科医生Berlin于1887年提出的。阅读障碍首先被称为词盲，指在生理上并不是盲人，但是在回想对阅读和拼写具有重要意义的视觉信息时的能力是非常有限的。个体能够清楚的看清这些字母和词，但是在阅读时不能够拼写这些词或解释这些词的意义。在19世纪，词盲这一术语逐渐被阅读障碍、发展性阅读障碍或具体的阅读方面的缺陷所代替。患有阅读障碍的人，在智力方面同一般人没有表现出差别，但阅读能力和写作能力却与常人有较大的差别。如果一个人在阅读方面的困难无法通过智力缺陷、不当的教育或视觉障碍等感知觉问题来进行解释，通常会被诊断为阅读障碍。 对于阅读障碍的定义，不同的学者根据其差异性、排除性、包含性等特点进行了不同的解读。但是在种类繁多的阅读障碍的定义中最为普遍的是，阅读障碍是一种特定形式的学习不能症，本质上是神经生物性缺陷。其特点是无法准确识别单词，在拼写和解码能力方面较差。这些困难主要是由于语言中存在语音性缺陷导致的，这种缺陷经常与其它认知能力有关系。目前，上述定义在美国已经广为接受，其核心观点是语言系统中的语音性缺陷是阅读障碍的核心问题(Goswami et al.， 2016; Layes， Lalonde， & Rebaï， 2015)。尽管描述比较冗长，但是这个定义确实包括了阅读障碍概念存在的三点重要信息：第一，阅读困难与智力、视觉或听觉等感知方面的缺陷及不恰当的教育相关性比较小，而主要是由于语音加工问题所导致的(Fletcher， Lyon， Fuchs， & Barnes， 2007; Vellutino & Fletcher， 2005; White， Milne， Rosen et al.， 2006)。第二，虽然阅读障碍的本质是神经性质或者遗传性质，但是阅读障碍的症状是行为性的。由于阅读障碍症状是行为性的，因此及早进行教育干预可以有效地帮助儿童成为更优秀的阅读者。第三，阅读理解和词汇方面的问题是由对单个单词的阅读障碍所累积的结果(Stanovich， 1986)。 随着研究的深入，人们将阅读障碍分为发展性阅读障碍(developmental dyslexia)和获得性阅读障碍(acquired dyslexia)。发展性阅读障碍是指在发展过程中没有明显的神经或器质性损伤，在正常的智力、教育机会和社会背景下，阅读成绩低于同年龄儿童至少一个年级水平的情况。获得性阅读障碍是指后天脑损伤(如脑外伤、脑肿瘤等)造成的阅读困难，这种由于大脑损伤所引发的言语理解障碍或者言语产生障碍叫做失语症。本文主要关注发展性阅读障碍，发展性阅读障碍是一种最常见的学习障碍，它对儿童的认知、情感、自我概念以及社会性发展都会产生重大的影响，因而成为教育学、心理学、认知神经科学和行为遗传学等多门学科共同关注的课题。一百多年以来，发展性阅读障碍(developmental dyslexia)引起了学界的广泛关注。 2016年12月27日，国家新闻出版总局正式发布《全民阅读“十三五”时期发展规划》，规划指出，将保障和促进少年儿童阅读作为全民阅读工作的重点。党的十九大报告中也明确指出，要坚定文化自信，推动社会主义文化繁荣兴盛，文化建设是保障全面建成小康社会决胜期的关键，而促进儿童青少年的阅读是坚定全民文化自信、推进文化建设的载体和保障。因此，开展阅读障碍的研究进而探索阅读障碍的干预方案是众多领域学者和国家、社会共同关注的问题。
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user: 2. 阅读障碍的理论模型 近一个世纪以来，研究者们在阅读障碍领域做了大量的探索。从21世纪初开始，对阅读障碍的解释已经不再单纯的以某个单一的理论为主导。研究者认为，阅读障碍是多重风险因子及(或)其交互作用共同作用的结果，当代心理学家更倾向于将生物、文化、环境、行为及认知因素综合起来理解阅读障碍的成因。对阅读障碍的理论解释主要有语音缺陷理论、低水平的听觉缺陷理论、注意缺陷理论以及拥挤效应理论。 2.1. 语音缺陷理论 语音缺陷理论是被最多研究者认同的理论，该理论认为，阅读障碍儿童对语音的表征、存储和(或)提取机制存在问题，难以形成正确的形—音转化规则，从而导致语音技能低下和阅读能力受损(Vellutino et al.， 2004)。对于阅读障碍者认知功能的研究主要集中于语音加工、短时记忆/工作记忆、以及加工速度三个方面。与正常发育的儿童相比，阅读障碍儿童在这三个方面都存在显著的差距(Johnson et al.， 2010)。在这几个过程中，语音因素对于阅读的作用尤为重要。在拼音文字中，也有大量研究发现发展性阅读障碍患者语音信息加工困难、符号拼写和语音表征质量差等问题。有研究者认为，语音缺陷包括三个方面的内容：语音意识、言语短时记忆、以及从长时记忆中提取语音信息。 2.2. 听觉缺陷理论 听觉缺陷理论提出，听觉与阅读可能存在的关系有两种：自上而下的影响关系和自下而上的影响关系。自下而上的加工观点认为，儿童语音意识的质量依赖于他们的听觉加工过程，如果儿童的听觉加工过程在某种程度上受损的话，显然他们不能正确地对所听到单词的声音做反应。这种观点认为基本的听觉加工过程对语音缺陷有直接影响(Tallal & Gaab， 2006)。另外一种自上而下的观点则强调高水平的词汇加工的作用(Ramus， 2003; White et al.， 2006)。这种观点认为，阅读障碍中可能会出现听觉缺陷，但由于这种缺陷并不会对语音加工产生影响，因而不是导致阅读障碍的原因。 2.3. 注意缺陷理论 注意缺陷理论指出，视觉注意可以使我们迅速选择最有用的视觉信息，阅读加工的很多方面都涉及注意，注意似乎在字母串加工的每个阶段都很重要，包括自上而下的加工和自下而上的加工过程(Bellocchi et al.， 2013; Szwed et al.， 2012)。阅读障碍个体存在视觉或痛觉时间缺陷，对此缺陷的解释之一是被试的注意转换较慢(Sluggish Attentional Shifting， SAS) (Lallier， Donnadieu， Berger， & Valdois， 2010)。根据这种理论，一些患有阅读障碍的个体，在快速呈现刺激之后，难以解除注意，这种现象有时也被叫做注意瞬脱。Hari和Renvall (2001)认为，对于听觉加工，注意转换较慢可能导致知觉快速语音信息的能力受损，知觉语音信息能力受损又会反过来束缚语音表征的发展。 另一种注意问题是视觉注意广度假说(Bosse， Tainturier， & Valdois， 2007)。该观点认为，阅读障碍个体通常一次同时加工的字母数量少于正常个体一次同时加工的字母数量。这种注意受损不同于注意转换延缓(Lallier， Donnadieu et al.， 2010)。视觉注意广度缺陷假设主要关注潜在的“字母或符号串注意分配缺陷”，这种缺陷会限制被试在阅读中进行平行加工的元素的个数(Bosse et al.， 2007)，而注意缓慢加工假说则主要关注部分差的读者，这类读者难以把注意力从当前内容转移到下一个内容。 2.4. 拥挤效应理论 近年来，越来越多的研究者提出，拥挤可能是导致阅读障碍的原因。拥挤效应(Crowding Effect)指：在副中央凹及边缘视觉区，由于目标刺激邻近位置上其它刺激的存在，导致目标识别受损的现象(Levi， 2008)。以字母识别为例，如要识别边缘视觉区上的目标字母(如“A”，见图1)，如果该目标字母呈现时，周边位置还有其它字母(如“B”和“C”)与之紧挨在一起，那么此时对目标字母的识别速度会慢于该目标单独呈现时的识别速度(即目标“A”在字母串“BAC”呈现条件下的识别速度慢于单独呈现“A”的识别速度)，同时，目标字母识别的正确率也可能受损。拥挤效应使个体形成一片混乱的知觉，从而导致目标识别困难。边缘视觉区上刺激越多，目标识别的受损程度就越大。 图1. 目标字母“A”识别示意图。“+”表示注视点 通常，拥挤效应会影响正常成年读者的边缘视觉区(Pelli et al.， 2007)，但是对于学龄儿童，拥挤效应也会发生在他们的中央视觉区。已有大量的文献表明，阅读障碍儿童比正常儿童受拥挤效应的影响更大，拥挤效应对阅读障碍有重要影响，甚至有研究者认为拥挤效应可能是导致阅读障碍的原因(Montani， Facoetti， & Zorzi， 2015)。阅读障碍者看到的文本可能是杂乱的组块(见图2)，这种杂乱组块的知觉严重阻碍了他们对文本信息的获取，从而难以进行阅读。 图2. 图片上行是正常读者阅读时知觉的样子，下行文字是阅读障碍患者阅读时可能知觉到的文本信息
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user: 4. 未来研究方向 相比于拼音文字，我国对汉语阅读障碍的研究历史还非常短，在很多方面还都存在不足，很多问题都没有得出一致的结论，需要研究者们对这些问题进行更加深入和科学的探索。对于未来的研究方向，可以从当下汉语阅读障碍研究领域尚未解决的问题入手。 第一，探索汉语发展性阅读障碍的致病因。阅读是一个复杂的过程，导致汉语阅读障碍的原因也可能不止一种。语音意识缺陷是英语阅读障碍的主要缺陷，但对于汉语阅读障碍来说，语素可能发挥着更大的作用，并且同时受到其他因素的影响，如一般感知觉加工缺陷(听觉、视觉、运动知觉)以及注意缺陷等。 第二，确立阅读障碍诊断和评估的标准。制定出科学的阅读障碍的诊断标准需要我们对阅读障碍的表现有深入且广泛的理解。不同的年龄阶段的阅读障碍者可能表现出不同的行为和认知特点，但目前对阅读障碍的行为表现和认知特点的研究还不够深入。我国缺乏对阅读障碍者的追踪研究，未来可以采用纵向研究，以考察阅读障碍者在不同阶段与正常阅读者的不同。 第三，拓展研究主题。我国对于汉语发展性阅读障碍的研究大部分集中在对其行为和认知能力的探讨，近年来才有研究考察阅读障碍的生理基础和脑机制。而且在已有的关注行为和认知能力的相关研究中，对阅读障碍者语言学特性的考察较多，而对非语言特性的考察较少，例如视觉、听觉、运动知觉等，拼音文字的研究还涉及到平衡觉和触觉感觉通道，并提出时间控制障碍假说来解释多种感觉通道的加工障碍。非语言方面的加工障碍是未来研究的一个方向，并且考察阅读障碍者的非言语障碍特征有潜在的个性化治疗意义(孟祥芝等，2002a，2002b)。 第四，阅读障碍的研究应该注重采用多种方法相结合，例如眼动仪、ERPs和神经成像技术的结合使用，可以发挥出更大的优越性。
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user: 摘要 早春开花植物是在寒冷的早春季节开花并快速完成其生命周期的一类特殊植物，但对其的研究很少。为了更好地认识和开发利用这类特殊植物，我们采集了五种早春开花植物和五种未开花植物进行该研究，采用吸光光度法和气相色谱与质谱联用技术，对两类植物的生理与代谢物进行测定。结果表明：早春开花植物的叶绿素含量和可溶性蛋白含量较低，可溶性糖含量升高，揭示出早春开花植物的碳代谢增强，氮代谢降低。此外，通过比较早春开花植物和未开花植物的代谢组学分析表明，早春开花植物的氨基酸代谢途径是与未开花植物的主要区别，是区分早春开花植物的特征，关键途径中的富马酸、丙氨酸、色氨酸、苯丙氨酸、苯乙酸差异化合物在早春开花植物中显著积累，说明早春开花植物的氮代谢减弱，消耗大量的碳水化合物以满足开花过程的能量损耗。这些研究结果有助于对早春开花植物的认识，并为今后早春开花植物的鉴定、人工生产栽培和开发利用提供了理论基础。
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user: 1. 引言 早春开花植物一般为生长在落叶阔叶林下的一些多年生植物，其生命周期极短，在早春冰雪初融时迅速展开叶子，经过短暂的营养生长后在早春开花，并在上层植物展开叶片前完成生命史然后进入休眠状态 [ 1 ]。早春开花植物不仅有很高的观赏价值；同时早春开花植物大多数为蜜源植物，还有许多为药用植物、野菜植物，具有很高的经济价值；早春开花植物还用于食品、工业等方面，它们还可以吸收灰尘和清洁空气，具有较高的环境效益 [ 2 ]。但是由于早春开花植物是一种特殊的植物类型，导致人们对这类植物的研究不多。前人主要是对早春开花植物的种类进行了简单的统计分析 [ 3 ]，促进了早春开花植物在园林建设中的应用；而对早春开花植物生理方面的研究则主要集中在花粉形态及其萌发 [ 4 ]；另外，近几年对早春开花植物抗寒性的研究日益增多 [ 5 ]，目前还没有对早春开花植物的代谢组学方面的研究。 早春草本植物主要分布在百合科、堇菜科、毛茛科等。本研究所用实验材料：早春开花植物冰凌花(Adonis amurensis Regel et Radde)、黑水银莲花(Anemone amurensis (Korsh.) Kom)、平贝母(Fritillaria ussuriensis Maxim)、鹿药(Smilacina japonica A. Gray)、顶冰花(Gagea lutea (L.) Ker-Gawl)以及未开花植物耧斗菜(Aquilegia viridiflora Pall)、升麻(Cimicifuga foetida L)、乌头(Aconitum carmichaeli Debeaux)、藜芦(Veratrum nigrum L)、东北百合(Lilium distichum Nakai)，都分布在百合科和毛茛科，是东北地区代表性早春植物，且都具药用价值。目前对这些植物的研究主要集中在形态学研究、开花特性、繁殖与栽培、分子生物学和药用成分研究。对这些植物的形态解剖研究，了解其耐寒特性的形态特征 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ]；并对其传粉生物学进行初步探索，为植物保护奠定基础 [ 9 ] [ 10 ]；关于这些植物药用成分的研究相对较多，如升麻属植物中含有三联及其苷类、酚酸类、挥发油类等多种活性成分，具有广泛的药理作用 [ 11 ]；张岩等采用RP-HPLC等色谱技术对黑水银莲花根茎化学成分进行了鉴定，结构分别为4’-O-methylequisetumpyrone、α-D-呋喃果糖甲酯、β-D-葡萄糖、α-D-葡萄糖、半乳糖醇和胡萝卜苷 [ 12 ]；赵淑杰等发现从鹿药中分离得到3个甾体皂苷均具有一定的抗肿瘤活性 [ 13 ]；同时，在贝母中已分离并确定结构的生物碱成分有100余种，主要分为甾体生物碱和异甾体生物碱 [ 14 ]。 代谢组学是一种检测整体复杂性和测定代谢物基本变化的有效技术，该技术提供了生物系统中代谢物的图谱，已被认为是代谢研究的理想选择 [ 15 ]。气相色谱–质谱(GC-MS)是代谢组学中使用最广泛的技术之一，因为它的功能强大且灵敏，而且具有高通量，从而增加了可以处理的样品数量以及可以检测和鉴定的极性和非极性代谢物的范围 [ 16 ]。目前，基于GC-MS的代谢组学技术有许多新的发展，在我们以前的研究中，我们使用GC-MS检测了许多植物，在人参物种的不同组织中共发现149种初级代谢产物 [ 17 ]，在皂角中鉴定出了82种初级代谢产物 [ 18 ]。 本研究对早春开花植物和未开花植物的叶绿素含量、可溶性糖以及可溶性蛋白的含量进行测定，并利用GC-MS分析和代谢组学研究方法对两种植物的初生代谢产物进行了综合比较，填补了对早春开花植物代谢方面研究的空白。本研究关于早春开花植物的生理及代谢特性的结果，对早春开花植物的鉴定、人工生产栽培和开发利用有重要意义。