DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 信息的加工和评估对于间接互惠解释合作的影响 前面所提到的形象计分策略，个体采用形象计分时所依据的信息是基于提议者上一回合所做的决定，Bolton (2005)将其称为一级信息(first order information)，采用一级信息作为参考依据会存在一个威胁就是惩罚那些背叛的个体会导致其在下一回合中作为接受者时也遭到背叛，如果这样的话，个体就不会采用形象计分这种有区分性的策略，或者总是选择背叛，除非他能确定下一个对手是具有区分性的，能够明白自己的背叛并不是出于自私而是公正，否则合作将难以继续维持下去。因此，仅考虑一级信息并不全面，还需要考虑接受者作为提议者时所做的决策的公正性，即区分接受者作为提议者的背叛是公正的(惩罚名誉不好的个体)还是自私的(惩罚名誉好的个体)。因此这就需要考虑到参与者的二级信息(second order information)，即接受者的名誉；如果个体不能够区分公正与不公正，那么要维持积极形象分就只能是选择无条件合作了。 Bolton (2005)等人研究间接互惠中个体在三种信息条件下的合作情况。其中三种信息条件分别为：无信息，一级信息，二级信息。被试配对匹配，所有配对的个体都不会进行重复配对，每个个体进行14回合的交互，其中作为提议者进行7次交互，作为接收者进行7次交互。对于无信息条件下，提议者对接收者过去的历史完全不知道，一级信息条件下，提议者知道接收者在上一回合中作为提议者时是选择合作还是背叛，二级信息条件下，提议者不仅知道接收者上一回合作为提议者的决策，还知道上一回合中接受者作为提议者时，其对手作为提议者的决定。结果显示当付出/利益比率小时，无论是在无信息，一级信息还是二级信息条件下，个体的合作率都达到了50%，而一级信息和二级信息对合作的影响存在差异，在二级信息条件下的合作率为86%，一级信息条件下的合作率为67%。结果表明当个体使用叠加的信息方式会促进间接互惠合作的稳定。尤其是在个体使用二级信息时，当个体认为接受者在上一回合中的合作是公正时，在这一回合中得到合作的概率更高。 在对信息的评估方面，人们一般采用的评估规则都是根据个体过去的信息判断一个人的行为是好还是坏(Brandt & Sigmund， 2004; Ohtsuki & Iwasa， 2004)。如果为对方提供帮助，则认为是好的，而拒绝提供帮助则可能会被看作是不好的。这被看作一阶评估，只关注个体的行为，是否提供帮助。Ohtsuki和Iwasa认为二阶评价考虑的是接受者的形象是好还是不好，而三阶评价需要其他的信息来判断提议者是好还是不好，从而形成一个稳定的相互合作。Pacheco， Santos， & Chalub (2006)提出的斯特恩判断(Stern-Judging，亦称为严格判断模型)就是一个三阶的评价标准。如图1所示。 在斯特恩判断模型中，外圈最外层代表提议者最新的名誉，对于里圈，由外到里，第一层代表提议者的行为，第二层代表接收者的名誉，第三层代表提议者现有的实际的名声。外圈提议者最新的名誉依赖于里圈接收者的名誉，提议者的行为和实际的名誉。由此，该模型认为，帮助一个好名声的个体和拒绝帮助一个坏名声的个体都会形成一个新的好名声，而帮助一个坏的个体或拒绝帮助一个好的个体则会形成一个新的坏的名声。这种评价规则没有道德上的质疑，即每一种形式的博弈都有一种好的行为和一种坏的行为，任何人的一个好的举动都可能受到认可，每一个坏的举动也将受到惩罚(通过减少玩家的分数的方式)。而这种不可缓和的惩罚能被立即的谅解所补偿，因而可以促进合作进化的成功。 斯特恩判断能稳定的促进合作的条件是在一个群体中，所有的成员都知道其他人的行为(基于公共信息：在人群中，所有的个体对任何一个个体的名誉都有相同的观点和看法，许多相关的资料可以搜集得到，如前文提到的形象分，名誉地位，以及无意背叛，背叛者瓦解稳定策略的能力，代价性信息传递，社会模范等。)，并且人们也不会犯评估的错误，因此这就存在了一定的局限性。在日常生活中，人们在交互过程中会从不同来源的不同信息，也不可能在对他人评价时一定不会犯错误。Uchida，S.和Sasaki，T.通过描述人群中个体关于他人的私人看法的形象矩阵发现，私人信息(私人信息，不同的个体对他人的 图1. 斯特恩判断模型示意图 名誉有着不同的看法)和评估错误会瓦解斯特恩判断，人们判断他人好坏与否都是一个1/2的随机概率(Uchida， 2010; Uchida & Sasaki， 2013)。斯特恩判断瓦解的关键原因是其没有任何机制或功能能够修复两个观察者之间不匹配的观点。事实上，如果采用斯特恩判断标准的两个观察者对一个指定的玩家有不同的私人看法，那么无论观察到这个玩家选择什么样的行为，或无论接收者是什么样的，这种差异都将一直存在。因此，一旦两个个体之间出现了不匹配，这些个体就会有不同的观点，最终导致形象矩阵的混乱和不匹配。这也表明，除了私人信息和评估错误，可能会有其他的因素导致斯特恩判断的瓦解。例如信息的不完整性，个体获取的信息可能是通过直接或间接的观察，也可能是通过流言或八卦。错误的流言蜚语也会造成形象的不匹配从而打破斯特恩判断。还有可能是个体主观的错误知觉(Takahashi & Mashima， 2006)，当个体错误的知觉是否该提供帮助，或者他们对接收者的名誉存在困惑时，即使他们以相同的方式去评价他人，也会有不同的观点。并且这些错误对高阶评价似乎更为重要。同时，个体认知风格，如场依存和场独立的人在对待信息的依赖和分析上也存在差异，因此，不同认知风格的个体对互惠策略的选择可能会存在不同的偏好。
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user: 4. 间接互惠引领合作的现实意义，局限和未来的展望 间接互惠对人类合作的进化起着重要的作用，虽然已经有很多理论和模型的提出，许多文献记载的也是采用计算机模拟运算或实验室的个体博弈(Nowak & Sigmund， 1998; Wedekind & Milinski， 2000)，但是将理论和实验室结果推广到实际生活中还存在一定的限制。因此，最近有学者想要填补这方面的空白，开始研究现实生活中间接互惠对合作的影响。Van Apeldoorn & Schram (2016)做了一个线上的调查研究。他们调查了世界各地97个城市，共计五百五十万人。这些人在旅行的时候会花费一定的损失给彼此提供一些免费的服务。他们通过发送一些服务请求，一旦这些请求得到支持，就可以免费得到服务。所有的成员可以和不同的个体配对，或者作为旅行者，或者作为提供者。研究者建立了两种档案，一种档案里写着某个个体给他人提供服务的历史纪录(记作服务档案)，另一种档案里只写了这个人怎么样，没有写他的服务经历(记作中性档案)。而在其他特征方面，两种档案都是一样的。根据间接互惠的下游互惠模型，他们假设服务档案比中性档案更有可能得到肯定的回复。因为下游市互惠模型认为C会给A提供帮助，是因为A曾经给B提供个帮助，而服务档案中有该个体过去给他人提供服务的经历，所以当他发出服务请求时，会比没有提供过服务经历的个体更可能得到别人的帮助。他们的结果也证实了该假设，发出服务档案的请求比发出中性档案请求获得回复的概率更高，并且获得肯定回复的概率也越高。即人们不光更愿意回复那些为他人提供过服务的个体的请求，也更愿意为那些个体提供帮助。但是他们的实验没有发现支持上游式互惠的证据。Van Apeldoorn. J.等人的实验证实了先前实验室发现和理论观点，认为间接互惠可以作为解释陌生人之间合作的一种机制。这表明间接互惠可能在涉及不完整信息合约上建立值得信赖的交易上是非常重要的。 综合全文，无论形象计分策略还是名声策略，以及对不同等级信息的需要和加工评价都与名誉机制相关。而名誉机制在间接互惠研究中起着核心作用。虽然形象计分策略和名声策略都是建立公共信息基础上，即个体的行为能被所有人都观察到，以往的研究也都基于信息可完全获取的假设上，由于人们往往不能追踪到交往者以往的历史，研究者们逐渐意识到现实社会并不能满足该假设，因此，近年来，人们越来越关注私人信息(Uchida， 2010; Olejarz， Ghang， & Nowak， 2015)和不完整观察(Nakamura & Masuda， 2011)对间接互惠的影响，并且也不断有研究开始从理论研究，实验室研究走向现实生活中，在真实的生活情境中探讨间接互惠机制对合作的解释作用。但是，正如刘国芳和辛自强(2011)的提到的，现在人们对于间接互惠的研究都是基于Alexander (1986)对间接互惠的定义，以及Nowak和Sigmund (2005)里提出的上游式间接互惠模型和下游式间接互惠模型，并且很多研究就直接将下游式间接互惠模型指代成了间接互惠，而上游式互惠解释合作上的稳定性还有待进一步深入的研究。同时，人们在利用间接互惠解释合作现象时不能孤立的采用一种互惠机制或者策略，需要相互结合，辩证的看待。 此外，利用间接互惠解释合作的主要研究领域是在生物学，经济学和社会学，所引用到的研究变量如名誉，代价/收益比，道德规范(Suzuki & Kimura， 2013)等也都是基于这些学科，而研究者们逐渐意识到的个体心理层面的因素，如知觉错误，信任，记忆容量，认知风格等却没有受到过多的关注，因此跨学科间的相互合作非常有必要。对于未来的研究，研究者可以关注以下几点：第一，随着全球化贸易和网络科技的发达，线上合作变得越来越频繁，我们进一步探讨间接互惠机制对合作的影响，需涉及到文化，网络，信息搜集和传播等影响因素。针对中国文化背景下，随着微博，微信等网络新媒体在生活中的普及，信息量变得巨大，信息背景变得复杂，信息的真实性也存在风险，人们在这种信息背景条件下如何去搜集和评估，从而指导自己对互惠策略的选择，是否选择合作还是背叛，都是值得关注的问题。随着获取信息的渠道越来越多，越来越便捷，人们是会消耗更多的认知资源进行信息的综合分析做出互惠决策或是根据舆论导向，谣言等选择更方便简单互惠策略，那么间接互惠的名誉机制对其的解释力还有多大？第二，除了线上的合作之外，线下的合作也不能忽视，可以将实验室研究和理论研究扩展到现实生活中，增加间接互惠机制解释合作现象的生态效度。第三，现在我们关注的间接互惠多为下游式互惠模型，而在现实生活中还没有发现上游式互惠模型的实证研究，未来的研究可以关注这方面的空缺，找到能在实际生活中支持上游式互惠解释合作现象的实证资料。第四，增强跨学科间的合作，了解个体心理机制和群体心理机制对间接互惠的影响，从而增强间接互惠对合作解释的稳定性，同时也应该增强本土化的研究。
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user: 摘 要 目的：了解残疾人的人格状况以及影响因素。方法：采用明尼苏达多相人格问卷(MMPI)对33名残疾人进行了测试。结果：(1) 残疾人的MMPI多相人格测试10个量表分均显著高于全国常模(P < 0.05)；(2) 女性残疾人在抑郁(D)、疑病(Hs)、癔病(Hy)、女性化(Mf)、妄想(Pa)、精神衰弱(Pt)、精神分裂(Sc)、精神病态(Pd)、轻躁狂(Ma)量表上的得分均值显著高于男性(P < 0.05)；(3) Pd、Pa人格因子与年龄呈显著负相关(r Pd = 0.367， r Pa = 0.414， P < 0.05)；(4) ，残疾人人格异常检出率为18.18%~66.67%。结论：残疾人的人格异常严重程度要高于普通人，残疾人人格受到性别、年龄等因素影响。 关键词 :明尼苏达多相人格问卷，残疾人，心理健康
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user: 1. 引言 残疾人是各种人群中一个特殊的社会弱势群体，由于生理方面的障碍或疾病，必然会对他们的人格产生影响。与普通人群相比， 残疾人的心理承受力十分脆弱，他们身体的残疾导致了特殊的心理特点及与众不同的生活和行为模式，他们在心理上比身体健全的人更渴望沟通、尊重及自我实现。残疾人是社会的组成部分，他们的心理疏导与康复都直接关系着平等参与社会、共享物质文明成果的程度，也关系着残疾人家庭的和谐，更关系到全社会的文明与进步，一旦超过其心理承受能力，就会危及身心健康。所以对残疾人人格相关因素的研究是刻不容缓的，研究结果将对残疾人这一群体起到有效的指导作用，同时也促进了残疾人自身身心健康的发展。MMPI是一个较好的工具，它既可以用于描述一个人长期稳定的人格特征，也可以用于判断其当前一段时间内的心理状态，以及处于压力状态下的心理变化。本文根据使用明尼苏达多相人格测试问卷对残疾人进行的多相人格测试结果，分析目前我国残疾人多相人格的总体状况以及影响因素。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 对象 衡阳市残疾人联合会成员，共发放了40份问卷，当场回收了38份测试问卷，其中有效答卷33份。在这33份答卷中，被试的基本情况为：① 男性22名，平均年龄47.09 ± 1.68岁；② 女性11名，平均年龄43.82 ± 2.23岁。 2.2. 方法 2.2.1. 测试工具 ① 明尼苏达多相人格测试问卷(MMPI)：由S.R. Hathaway和J.C. Mckinley编制，中科院心理研究所宋维真等修订(凌文辁，方俐洛，2003)。这里采用的MMPI共包括556个自我报告形式的题目，实际上为550个题目，其中16个题目为重复题；MMPI共有14个量表(研究量表未算在内)，其中临床量表10个分别是：疑病(Hs)、抑郁(D)、癔病(Hy)、精神病态(Pd)、女性化(Mf)、妄想(Pa)、精神衰弱(Pt)、精神分裂(Sc)、轻躁狂(Ma)、社会内向(Si)，效度量表4个分别是：疑问(Q)、说谎(L)、诈病(F)、校正(K)，均集中在1~399题。MMPI是目前国际上应用最广的人格测验，范围之大已远远超过了传统的罗夏测验。它适用于多种情况，对于临床工作和理论研究均不失为一项杰出的工具；其适用范围是年满16岁、具有小学毕业以上的文化水平、没有什么影响测验结果的生理缺陷者均可参加此测验。主要有两种施测形式：一种为卡片式，即将测验题目分别印在小卡片上，让受测者根据自己的情况，将卡片分别投入贴有“是”、“否”及“无法回答”标签的盒内；另一种为手册式，通常都是分题目手册和回答纸，让受测者严格按照指导语根据自己的情况，在另一张答案纸上相应的题号后的两个选择答案(是或否)之一的选框中打记号，无法回答，则可跳过此题，不打记号。此次我们采用的就是手册式。②基本情况问卷调查表：主要涉及测试者的年龄、性别、文化程度、婚姻现状与质量、家庭经济状况、与家庭主要成员之间的关系、个人业余爱好、对发病时心理倾向和对现在生活满意度的评价等问题。 2.2.2. 施测过程 由经过专门培训的研究人员亲自组织测试，采用个别测验方法进行施测，测试时间为120分钟。其中遇到到的困难是填写此调查表耗时长而又枯燥，有的被试情绪焦虑或不稳定，经常表现出对完成这个任务不耐烦，我们就将测验分成了几次完成，而且对于有些被试，我们有一个固定的人将题目读给他听。 2.2.3. 数据处理 凡基本信息资料不全或漏题的问卷予以剔除。在对回收的资料进行了必要的筛选处理后，使用SSPS16.0软件运用t检验、Spearman相关分析进行统计分析。
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user: 3. 结果 3.1. 残疾人的MMPI多相人格与全国常模的比较 残疾人在D、Hs、Hy、Mf、Pa、Pt、Sc量表上的原始分均值高于全国常模，并且有非常显著的差异性(P < 0.01)；Pd、Ma量表的原始分均值高于全国常模，且差异显著(P < 0.05)；Si量表的原始分均值均高于全国常模，但差异不显著(P > 0.05)，见表1。 3.2. 不同性别的残疾人MMPI多相人格比较 残疾人男22例、女11例，在Pa量表上的女性量表分均值高于男性，并且有非常显著的差异性；在Pt、Sc量表上的女性量表分均值高于男性，有显著的差异性(P < 0.05)；在Hs、Si量表上男性量表分均值高于女性(P < 0.05)；在D、Hy、Pd、Mf、Ma量表上的男女性量表分均值无显著的差异性(P > 0.05)，见表2。 3.3. 残疾人MMPI测试结果与年龄的相关分析 将年龄与MMPI各量表原始分做皮尔逊相关分析，发现其中Pd、Pa与年龄呈负相关(r Pd = 0.367， r Pa = 0.414， P < 0.05)；MMPI其余分量表与年龄的相关系数均不显著(P > 0.05)。见表3。 3.4. 残疾人人格异常的检出情况 如果以中国常模标准分T ≥ 60分作为人格异常的检出标准，在本次测试中，MMPI10个分量表的检出率为18.18%~66.67%，国外的临床和调查研究中都有许多证据表明残疾人的心理健康状况与普通人群相比较差，有较高的人格问题检出率。见表4。
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user: 4. 讨论 明尼苏达多相人格测试问卷(MMPI)是目前世界上使用最为广泛的心理测量工具之一(宋维真，1989)。该测试问卷原来是为了诊断精神障碍而编制的，现被广泛地应用于心理学、人类学、社会学等研究和实 Table 1 Differential analysis of MMPI results between the disabled persons and the Chinese norm ( 残疾人(n = 33) 全国常模(n = 1553) t Hs 17.03 ± 5.69 8.78 ± 4.75 8.33 ** D 29.94 ± 5.83 26.16 ± 4.97 3.73 ** Hy 26.61 ± 6.09 22.07 ± 5.36 4.28 ** Pd 20.88 ± 4.47 18.98 ± 4.36 2.44 * Mf 29.79 ± 4.06 27.56 ± 4.04 3.15 ** Pa 16.55 ± 3.44 12.84 ± 3.92 6.19 ** Pt 25.82 ± 7.41 17.86 ± 7.93 6.17 ** Sc 30.64 ± 10.75 23.01 ± 10.15 4.08 ** Ma 20.64 ± 5.20 18.48 ± 5.26 2.38 * Si 35.42 ± 5.72 34.51 ± 6.88 0.92 表1. 残疾人MMPI测试结果与全国常模的比较( ) 注： ** P < 0.01， * P < 0.05下同。 Table 2 Gender difference of the MMPI results of the disabled person 男(22) 女(7) t p Hs 17.23 ± 5.64 16.64 ± 6.05 0.28 0.784 D 29.36. ± 5.10 31.09 ± 7.19 0.80 0.431 Hy 26.68 ± 5.84 26.45 ± 6.85 0.10 0.921 Pd 20.72. ± 4.65 21.18 ± 4.29 0.27 0.788 Mf 28.95 ± 3.71 31.45 ± 4.39 1.72 0.096 Pa 15.32 ± 3.39 19.00 ± 1.95 3.33 ** 0.002 Pt 24.00 ± 7.04 29.45 ± 7.08 2.10 * 0.044 Sc 28.05 ± 10.31 36.82 ± 10.10 2.06 * 0.048 Ma 19.91 ± 5.13 22.09 ± 5.28 1.14 0.262 Si 35.59 ± 6.63 35.09 ± 3.51 0.23 0.817 表2. 残疾人MMPI结果的性别差异 Table 3 The relationship between the MMPI results and age of the disabled person Hs D Hy Pd Mf Pa Pt Sc Ma Si 年龄 0.05 0.21 0.01 0.37 * 0.15 0.41 * 0.14 0.21 0.14 0.17 表3. 残疾人MMPI结果的年龄相关分析 Table 4 The rate of abnormal personality in the disabled perso Hs D Hy Pd Mf Pa Pt Sc Ma Si 检出人数 22 15 15 12 9 17 18 16 13 6 检出率(%) 66.67 45.45 45.45 36.36 27.27 51.52 54.55 48.48 39.39 18.18 表4. 残疾人人格异常的检出情况 践领域(金瑜，2001)。 本项研究主要通过对残疾人MMPI测试结果的分析来进行。从反映测试有效性的疑问、说谎、诈病、防御4个量表的均值和标准差来看，除抑郁、疑病、癔病、妄想、精神衰弱、精神分裂症均值显著高于全国常模外，女性化、妄想、轻躁狂的均值高于全国常模，其中社会内向、疑问、说谎、防御低于常模。结果表明，除疑问、说谎、防御量表的均值低于全国常模外，残疾人在MMPI其他11个量表上的均值均高于全国常模，心理异常的检出率也较高，这表明残疾人可能出现的心理异常的几率要比普通人群高，出现临床心理疾病或心理障碍的可能性也要比普通人群高。 本研究进一步验证了以往研究结果，残疾人的心理健康状况确实令人担忧。其一，残疾是一种不可逆的损伤，残疾人总在与残疾带来的种种困境斗争，当个体发现怎样也无法适应困境时，就容易产生痛苦、焦虑甚至绝望。其二，残疾会对个体造成慢性压力，身体上的痛苦、经济困难、社会生活中的困难等难以解决的困扰，使一些残疾人长期处于应激状态下，情绪紧张、负面情绪增多。其三，残疾人在生活的许多方面需要他人帮助，总是向他人求助可能使个体产生自责感和无用感，从而产生负面的情绪和自我认知影响心理健康，导致残疾人心理健康问题的因素是多方面的，这些问题对残疾人来说往往难以克服或解决，这必然会对残疾人的心理产生负面影响，难免会出现许多叙述不清的身体上的不适、精神上的不愉快、多疑、孤独、烦恼、敌意、冲动、易怒等心理异常，因此残疾人在MMPI多相人格测试中，其癔病、疑病、妄想狂、轻躁狂等量表的测试均值高于普通人群，是不难理解的。 由于空间和方式上的限制，缺乏交流的场所，可以交流的朋友有限，社交范围较小，缺乏建立友情的技能，很多内心困扰没有倾诉对象，不知道通过何种渠道和什么方式宣泄，也容易产生心理压力(朱丽莎，2006)。因此导致人际危机和婚恋相对困难，久而久之就会造成残疾人的情绪、情感的失调、精神上的压力以及心理上的压抑。这些问题对残疾人来说往往难以克服或解决，这必然会对残疾人的心理产生负面影响。 值得引起我们关注的是，残疾问题是一个无法在短期内解决的广泛存在的问题，残疾大多会伴随他们的整个生命历程(徐娜，张凯丽，2015)。然而这些问题不是一朝一夕就能改变的，需要残疾人去适应它。长期的残疾状态导致性格改变，在社会交往过程中，由于残疾的弱势和外观的“异化”总是迫使残疾人处于一个非常被动的地位，不仅自己的主观意愿得不到重视，而且受到冷落和歧视，促使残疾人自卑心理的生成(宓淑芳，曹华，2009)。自卑心理导致躯体残疾人逐渐减少社会交往的次数，时间越久人际关系很容易出现问题。他们无法通过劳动来获得自身价值和认可，同时在经济上也广泛处在贫困阶段，因此残疾情况越严重他们越容易出现沮丧、失落、烦躁等情形状态(林笑微，陈优，宋兵福，2011)。然而，人们对心理健康的关注程度远不如身体健康，社会目前对残疾人这一特殊群体的心理健康问题更是远未引起有关方面足够的重视。为此，应加强对这一群体的心理特征与心理需要的研究，采取措施给以解决，从而为和谐社会创造有利的条件和基础(朱丽莎，2006)。残疾人的MMPI多相人格的测试分析对于改善残疾人生活现状，促进残疾人人格健全具有重要的理论意义和现实指导价值。 近年来残疾人问题已受到越来越多的重视。目前我国的残疾人的人格研究尚处起步阶段，有必要使用科学的取样方式和测量工具全面评估残疾人的心理健康，促进其形成健康的人格。因此应引起我们心理专业人员的特别注意并开展相应的研究，为提高残疾人的生活质量提供科学依据。
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user: 摘 要 目的：本研究采用问卷调查的方式，欲了解大学生依恋形态和孝道认知现状以及在人口学变量上的差异，并进一步探讨大学生依恋与孝道认知之间的相互关系。在实践上，本研究可以为大学生孝道认知教育提供建议和措施，有助于家长和学校更好的引导学生的孝道观念，使孝道教育更有针对性和高效性。方法：向新乡医学院312名大学生随机发放问卷，包括孝道认知问卷和亲密关系问卷。结果：大学生依恋回避和依恋焦虑程度比较高，女性依恋回避高于男性；大学生孝道认知整体比较积极；女生在养亲尊亲和护亲荣亲两个维度上的分数显著高于男生；医学专业大学生在孝道总分及护亲荣亲、丧葬纪念和延亲顺亲分维度上得分显著高于非医学专业大学生；非独生子女在养亲尊亲维度上得分显著高于独生子女；大学生依恋风格的焦虑维度与孝道认知的顺亲延亲维度存在显著相关。结论：大学生依恋回避和依恋焦虑程度比较高，女性依恋回避高于男性；大学生孝道认知整体比较积极；大学生依恋风格的焦虑维度与孝道认知的顺亲延亲维度存在显著相关。 关键词 :孝道认知，依恋风格，大学生
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user: 1. 引言 孝道是中国传统道德中最基本、最重要的道德。从现代社会心理学的观点来看，孝道就是一套子女以父母为主要对象的社会态度(social attitude)与社会行为(social behavior)的组合。也就是说，孝道是孝道态度与孝道行为(杨国枢，2009)的组合。孝的核心和基础内容是“善事父母”，主要包括赡养、顺从和悦亲等内容。大学生的孝道观就是大学生对孝道的基本看法和一般认识。 有关孝道的研究，一种是定性研究，采用柯尔伯格式的两难故事法，对被试进行个别访谈，以了解被试对孝道的认知结构及类型。早在1974年，Lee就提出了有关个体孝道认知发展的五阶段模型。 另一种是定量研究，采用标准化的量表或问卷调查被试的孝道态度及行为。黄坚厚以问卷法调查了台湾国中、高中及大专学生的孝道态度，结果表明：被试认为重要的孝行不因年龄、受教育水平而存在差异。侍奉父母、听从父母的意见、悦亲、不使父母生气、显扬父母被认为是较重要的孝行。绝对服从、传宗接代、与父母同住、物质方面的奉养等被认为是最不赞成的孝行。而且青年们所列的重要孝行仍然保留传统孝道的精髓——尊亲、悦亲及养亲，只有绝对顺从、传宗接代及随侍在侧等传统孝行则因不符合现代生活而逐渐不被接受(黄坚厚，1992)。 随着中国慢慢进入老龄社会，老年问题尤其是养老问题成为严重的社会问题。由于社会养老在短期内难以实现，目前我国仍以家庭养老模式为主，子女怎样赡养老人，如何尽孝成为社会关注的问题。大学生是青年中思想最活跃的群体，传统价值观对他们的影响如何是人们关注的焦点。 目前对大学生孝道的研究主要是通过问卷调查的方式得出大学生孝道的现状。有的学者是从尊重父母、照顾父母、满足父母成就期待以及给父母精神慰藉四个维度考察大学生的孝道现状(李志强，2009)。还有的学者从道德价值观的角度对当代大学生的孝道观进行调查，分别从道德价值目标、道德价值动机、道德价值手段和道德价值效果四个方面对大学生进行调查分析的(吴超，2008)。应贤慧等人(应贤慧，2007)在从大学生在传统孝道观各维度——“敬顺双亲”、“遵从礼俗”、“抑己顺亲”和“荣亲留后”开展研究。通过研究可以发现大学生不同的群体：男性和女性群体、大专和本科群体、不同年级的学生在对不同传统孝道观的维度的赞成程度上是有差异的。 依恋(attachment)是一种心理结构和心理过程，它可以描述为儿童渴望和需要与某个个体保持长期的、持续的亲近，以获得安全和舒适的一种情感连接，它是儿童早期生活中的最重要的社会关系，是个体社会性发展的开端和人生经历中重要的组成部分。依恋是人类适应生存的重要方式，是人类长期生物进化的结果，它会影响到成年后亲密关系的建立、人际社会功能的表达以及人格功能和人格特质的形成(吴薇莉，2004)。 依恋研究自上世纪兴起以来，一直受到研究者的关注。英国精神病学家Bowlby是最早提出“依恋”概念的学者。他在习性学的基础上整合了精神分析理论、信息加工理论与控制论，创立了依恋理论，系统地论述了依恋产生的生物基础、依恋的阶段性发展及其内部机制，并对依恋的特征进行了剖析。 依恋关系的研究最初是针对婴幼儿与其母亲的关系进行的。但依恋联结是持续存在的，这一本质使得依恋理论能够扩展应用，依恋质量会成为人格发展和社会交往的基础。因此，人们开始关注青少年和成人的依恋研究。 对于不同年龄段的群体进行依恋研究，有助于更好地了解依恋关系的发展规律，成人依恋则是依恋领域当中很重要的一个研究部分。成人依恋是指成人对其童年早期依恋经验的回忆和再现，以及当前对童年依恋经验的评价，它会影响到成年后亲密关系的建立、人际社会功能的表达以及人格功能和人格特质的形成。与婴儿相比，成年人的行为表达含义较复杂，不易观察和分辨。而且，成人依恋行为系统中依恋双方是相互作用的，这也增加了成人依恋测量的难度。因此，成人依恋的研究相对困难和滞后。 目前关于依恋关系与孝道之间关系的研究多集中于青少年阶段，比如：郑珊珊在2008年研究了中学生孝道观念与亲子依恋、社会适应的关系；金灿灿在2011年研究了中学生孝道信念的特点及其与亲子依恋和人际适应的关系。相关的研究都发现，依恋关系与孝道之间有着密切的联系。但是关于成年依恋与孝道之间的关系，目前没有相关的研究。 基于以上现状，本研究旨在了解大学生依恋形态和孝道认知现状以及在人口学变量上的差异，并进一步探讨大学生依恋与孝道认知之间的相互关系。在实践上，本研究可以为大学生孝道认知教育提供建议和措施，有助于家长和学校更好的引导学生的孝道观念，使孝道教育更有针对性和高效性。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 随机抽取新乡医学院大学生350名大学生，进行施测，回收到有效问卷312份，问卷回收率达到89.1%。其中，无效问卷剔除原则：1) 基本信息填写不完整；2) 所有答案都选择同一选项；3) 问卷填写不完整；4) 经分析后，数据在三个标准差范围之外的。筛选后被试的组成：大一89名，大二141名，大三46名，大四36名，占总被试比例分别是28.6%，45.2%，14.7%，11.5%；医学类专业的学生259名，非医学类专业53名，占总被试比例分别是83.0%，17.0%；男生112名，女生200名，占总被试比例分别是33.8%，66.2%；独生子女52名，非独生子女260名，占总被试比例分别是12.4%，87.6%；家庭所在地为城镇的有80名，农村的有232名，占总被试比例分别是24.7%，75.3%。 2.2. 研究工具 2.2.1. 孝道认知问卷 该问卷是由范丰慧等人(范丰慧，2009)参照杨国枢编制的孝道认知问卷编制而成的，测试问卷采用5点Likert量表法，在孝道认知问卷中，参照杨国枢的编写方式，所有题项均以“作为子女，应该……”为基本结构。 该问卷一共有四个维度，分别是养亲尊亲(1~11)：一方面尊重自己的长辈的表现；另一方面要在物质上和精神上给养自己的长辈的表现。护亲荣亲(12~18)：在减少长辈的忧虑和满足长辈期望、为家族带来荣耀方面的表现。丧葬纪念(19~25)：在一些与祭祖相关的节日和长辈丧葬方面的表现。顺亲延亲(26~32)：对长辈顺从和延续长辈的人生目标方面的表现。分别对应于侍生、立身、侍死、行道。采用从1分(非常不应该)到5分(非常应该)五级评分制，并且全部是正向计分。得分愈高，表示愈孝顺。 2.2.2. 成人依恋关系体验——修订版(ECR) 采用Brennan等人编制，李同归、加藤和生(李同归，加藤和生，2006)修订的“亲密关系经历量表(Experiences in Close Relationships Inventory， ECR)”中文版测量大学生的成人依恋。ECR是公认的，设计比较合理的、信效度也较高的自陈式量表。该量表包含依恋回避和依恋焦虑两个因子，其中依恋回避表现为缺乏信任，喜欢跟对方保持情感上的距离；依恋焦虑表现为对他人的情感效用性缺乏信息，有一种强烈的、而又不太满意的与对方亲近愿望。这两个因子分别又包含18个项目，共36个项目。其中奇数题属于回避分量表，偶数题属于焦虑分量表，该量表采用七级记分的方式，从“非常不同意”“比较不同意”“有点不同意”“中立”“有点同意”“比较同意”“非常同意”。第3、15、19、22、25、27、29、31、33和35题为反向记分题。该量表回避维度α系数为.94，奇数题与总量表的相关在0.6~0.73之间；焦虑维度的α系数为.91，偶数题与总量表的相关在0.5~0.67之间。关于该量表的效度，自陈式的支持者以访谈、投射(TAT主观统觉测验)、语词决策任务、颜色命名任务、日记研究和人际交往情景模拟等方法来证明自陈式问卷具有良好的效度。ECR主要针对恋人之间的依恋关系，不过也可以适用于同伴之间的依恋关系。在对大学生样本进行大规模研究时，该量表也普遍适用于没有恋爱经历的学生。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 成人依恋总体情况 3.1.1. 回避与焦虑维度得分情况 对总样本在《亲密关系体验量表》的两个分量表上的平均得分进行统计，结果见表1。 3.1.2. 人口统计学因素对依恋风格的影响 为比较人口统计学因素对大学生依恋风格的影响，特对年级、性别、家庭所在地、是否为独生子女四个因素在依恋风格方面的比较后发现，除性别对依恋风格存在显著影响以外，其他各因素对依恋风格均无显著影响。为进一步对性别与依恋风格的关系进行比较，性别在依恋各维度上的得分列表见表2。 由表2可以看出，在回避维度上，男女存在显著差异：P < 0.05，男性得分显著低于女性；在焦虑维度上男女不存在显著差异：P > 0.05。 3.2. 大学生孝道认知的总体情况 考察全体对象在大学生孝道认知上的一般描述性统计量，从表3中极大值和极小值的差距可以看出， Table 1 The average scores of avoidance and anxiety dimensio n Min Max M SD 回避维度 312 1.94 5.22 3.80 0.56 焦虑维度 312 1.83 5.61 3.84 0.66 表1. 回避和焦虑维度的平均得分情况 Table 2 Attachment dimensions in different gender n M SD t P 回避 男(112) 66.78 10.27 0.60 0.04 女(200) 69.27 9.82 焦虑 男(112) 70.49 12.26 1.95 0.11 女(200) 68.28 11.48 表2. 不同性别在依恋维度上的比较 注：*P < 0.05。 Table 3 The general characteristics of the college students’ filial piety cognitio Min Max M SD 养亲尊亲 33 55 51.71 3.89 护亲荣亲 21 35 32.33 3.16 丧葬纪念 21 35 32.35 3.13 顺亲延亲 11 35 25.79 4.64 孝道认知总分 96 160 142.19 12.11 表3. 大学生孝道认知的总体情况 被试的孝道认知总分的均值偏向最大值，被试在孝道认知上有趋于积极的态度。 3.2.1. 不同性别在孝道认知上得分的差异性检验 由表4可以看出，在养亲尊亲和护亲荣亲两个维度上，男女存在显著差异，女生在养亲尊亲和护亲荣亲两个维度上的分数显著高于男生。 3.2.2. 不同专业在孝道认知得分的差异性检验 由表5可以看出，医学专业与非医学专业在孝道总分及护亲荣亲、丧葬纪念和延亲顺亲分维度上存在显著差异，医学专业大学生的孝道认知得分显著高于非医学专业大学生。 3.2.3. 是否是独生子女在孝道认知上得分的差异性检验 由表6可以得出，是否是独生子女在养亲尊亲维度上存在显著差异，非独生子女得分显著高于独生子女。 3.3. 依恋风格与孝道认知之间的相关分析 如表7所示，对大学生依恋风格和孝道认知的各个维度进行相关分析，结果显示大学生依恋风格的焦虑维度与孝道认知的顺亲延亲维度存在显著相关(r = 0.140， P < 0.05)。 Table 4 Different gender college students’ filial piety cognitive score t test (M ± SD n 孝道总分 养亲尊亲 护亲荣亲 丧葬纪念 顺亲延亲 男 112 140.88 ± 13.751 50.53 ± 4.60 31.82 ± 3.67 32.17 ± 3.37 26.37 ± 4.85 女 200 142.92 ± 11.047 52.38 ± 3.25 32.61 ± 2.81 32.46 ± 3.00 25.48 ± 4.49 t −1.43 −4.14 *** −2.12 * −0.77 1.63 表4. 不同性别大学生孝道认知得分的t检验(M ± SD) 注： *** P < 0.001， ** P < 0.01， * P < 0.05。 Table 5 Different professional college students’ filial piety cognitive scores of t test (M ± SD n 孝道总分 养亲尊亲 护亲荣亲 丧葬纪念 顺亲延亲 医学 259 143.06 ± 11.90 51.90 ± 3.86 32.58 ± 3.13 32.54 ± 3.03 26.03 ± 4.63 非医学 53 137.94 ± 12.29 50.79 ± 3.90 31.09 ± 3.06 31.43 ± 3.47 24.62 ± 4.50 t 2.83 * 1.90 3.16 ** 2.36 * 2.03 * 表5. 不同专业大学生孝道认知得分的t检验(M ± SD) 注： *** P < 0.001， ** P < 0.01， * P < 0.05。 Table 6 Filial piety cognitive score t test between non-singleton and singleton (M ± SD n 孝道总分 养亲尊亲 护亲荣亲 丧葬纪念 顺亲延亲 是 52 139.94 ± 13.76 50.71 ± 4.64 31.77 ± 3.96 31.90 ± 3.63 25.56 ± 4.62 否 260 142.64 ± 11.72 51.92 ± 3.70 32.44 ± 2.98 32.44 ± 3.02 25.84 ± 4.65 t −1.47 −2.05 * −1.40 −1.13 −0.40 表6. 是否是独生子女在孝道认知得分的t检验(M ± SD) 注： *** P < 0.001， ** P < 0.01， * P < 0.05。 Table 7 Correlation between attachment style and filial piety cognitio 回避 焦虑 养亲尊亲 护亲荣亲 丧葬纪念 顺亲延亲 回避 − 焦虑 0.16 ** − 养亲尊亲 −0.06 −0.07 − 护亲荣亲 −0.04 −0.02 0.72 ** − 丧葬纪念 −0.08 −0.04 0.58 ** 0.64 ** − 顺亲延亲 −0.04 0.14 * 0.42 ** 0.50 ** 0.55 ** − 表7. 依恋风格与孝道认知的相关分析 注： *** P < 0.001， ** P < 0.01， * P < 0.05。
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user: 4. 讨论 4.1. 大学生依恋风格现状 4.1.1. 大学生依恋现状分析 从维度上看，本研究得到的结果是：回避维度均分3.80，焦虑维度得分3.84，这与以往的研究有一定的不同。竺培梁2007年对384名大学生做的一个研究所得回避和焦虑维度分别是3.14 ± 0.83、3.60 ± 0.88，李同归、李楠欣、朱玉(李同归，李楠欣，朱玉，2007)对北京地区256名理工科大学生做的一个研究所得回避和焦虑维度分别是3.78 ± 0.79、3.63 ± 0.87。李同归、何吉波、郭晓飞、路新明(李同归，何吉波，郭晓飞，路新明，2006)对北京地区419自考生做的一个研究所得回避和焦虑维度分别是3.43 ± 0.73、3.52 ± 0.89。李同归、李楠欣、李敏(李同归，李楠欣，李敏，2006)对北京地区330名企事业单位在职人员做的一个研究所得回避和焦虑维度分别是3.42 ± 0.79、3.39 ± 0.91。郭庆童(郭庆童，2007)对东北师范大学400名大学生做的一个研究所得回避和焦虑维度分别是3.54 ± 0.83、3.57 ± 0.91。本研究的结果中，大学生的依恋维度和焦虑维度的得分要明显高于前人的研究。本人认为，主要有两方面的原因：第一，本研究选取的大学生为医学院校的学生，学校的专业设置较少，学科的专业性较强，学校学生专注于学术上的研究，课余活动范围相对而言较为狭窄，学生较为拘谨，从而导致学生的回避维度和焦虑维度分数都比较高；第二，随着就业形势的不断紧张，学生们在学校同样有着对就业形势的焦虑和担心，这就可能使得学生的不安全感增加，进而导致回避维度和焦虑维度所得分数较高。 4.1.2. 不同性别大学生的依恋维度分析 本研究结果表明，不同性别的大学生在回避维度上得分存在显著差异，且男性得分显著低于女性。这与前人的研究结果不太一致。华中师范大学吴庆云(吴庆云，2008)对武昌245位成人做的研究结果显示，性别在回避维度上存在显著差异，且男性高于女性；李同归、李楠欣、李敏(李同归，李楠欣，李敏，2006)对330名企事业单位在职人员做的研究结果显示，男性的回避和焦虑得分都高于女性；田瑞琪(田瑞琪，2004)对大学生的研究显示，性别与依恋回避、依恋焦虑都没有关系；杨吟秋(杨吟秋，2007)对306名婚龄为6个月以上的成人被试的研究显示，男女两性在依恋回避和焦虑维度上都没有差异；郭庆童(郭庆童，2007)和王仕芬(王仕芬，2006)的研究也显示，性别与成人依恋的两个维度都没有关系。 比较以上结果发现，医学院校大学生的依恋风格与一般成人的依恋风格还是有一定的差异的。出现这一现象的原因主要是大学生还未步入社会，对前途的焦虑与不安让他们的回避分数和焦虑分数都相对较高；而一般成人都已经有了稳定的工作，相对来说，生活的不确定性会小一些，人际关系处理方面也比大学生更有经验和分寸，所以回避和焦虑维度得分相对较低。 4.1.3. 是否是独生子女对大学生依恋的差异分析 结果显示，非独生子女在养亲尊亲维度上显著高于独生子女，其余的维度两者之间没有差异。原因可能有以下几点：第一，非独生子女在与兄弟姐妹相处的过程中习得了对长辈的养亲尊亲行为；第二，现在非独生子女一般家里是两个孩子，家人给予的爱和关怀，以及与朋友的相处，都跟独生子女没有什么差别，因此，其他维度上，独生与非独生没有什么差异。 4.2. 大学生孝道认知现状 4.2.1. 大学生认知总体情况 本研究发现，大学生孝道认知得分的总体水平比较高，平均分为142.19，说明大学生孝道认知的主流表现是积极向上的。大学生在孝道认知量表中养亲尊亲、护亲荣亲、丧葬纪念以及顺亲延亲维度上的得分都高于该维度上的中点分，说明大学生在养亲尊亲、护亲荣亲、丧葬纪念以及顺亲延亲这四个维度认为“应该”的程度较高。包含的内容包括奉养双亲、使亲无忧、思慕亲情、事亲以礼、谏亲以礼、随侍在侧、娱亲以道、显亲扬名、祀之以礼和葬之以礼。大学生这几项内容的得分依据养亲是依次降低的，这与已有研究的结果是基本一致。 4.2.2. 不同性别在孝道认知上得分的差异分析 在养亲尊亲和护亲荣亲两个维度上，男女存在显著差异，女生在养亲尊亲和护亲荣亲两个维度上的分数显著高于男生。这一结果表明，女生的敏感、细致、善于体谅父母和移情的传统特征依然保存，女孩子比男孩子更加尊重与看重对父母家庭。这可能跟中国的传统观念有很大的关系，中国的传统观念主张女孩子相夫教子，这就使得女孩子更加维护家庭。 4.2.3. 不同专业在孝道认知上得分的差异分析 本研究显示，医学专业的学生在孝道认知(护亲荣亲，丧葬纪念，顺亲延亲以及孝道总分)的得分要显著高于非医学专业，笔者认为，出现这一现象的原因主要是：医学生的生死观以及对疾病的认识，让他们对亲情对孝道有着一份独特的理解，他们更能体会到父母的不易以及生命的短暂与宝贵，他们更珍惜与家人在一起的时光，更愿意去护亲荣亲、丧葬纪念、顺亲延亲，孝道认知也更为积极向上。 4.2.4. 是否独生在孝道认知上得分的差异分析 是否是独生子女在养亲尊亲维度上存在显著差异，非独生子女得分显著高于独生子女。这与王倩(王倩等，2009)的研究不一致。笔者认为，出现这一现象的原因主要是：独生子女没有兄弟姐妹一起分享父母亲情，觉得父母对他们做的任何事情都是理所当然的，对父母的爱没有那么强烈的回报的欲望，因此会出现养亲尊亲维度上得分相对较低；而非独生子女有兄弟姐妹一起分享父母亲情，并且能够切身感受到父母的辛苦与不易，更懂得为父母分担压力，尽力去减轻父母的辛劳，因此会在养亲尊亲维度上相对得分较高。 4.2.5. 不同年级在孝道认知上得分的差异分析 不同年级大学生在护亲荣亲维度上存在显著差异。经过进一步分析发现，在护亲荣亲维度上，大四学生和大一学生的得分存在显著差异，大四学生和大二学生的得分存在显著差异，且大四学生孝道认知得分显著低于大一学生和大二学生的得分。笔者认为，出现这样的现象原因主要是：大四的学生面临实习、就业各方面的压力比较大，他们会把更多的精力放在自己如何去找到一个有希望的未来上，进而会忽略对父母的考虑；同时，父母又觉得孩子大了，让他们做自己的决定，这可能使学生在考虑问题时，暂时把父母放在一边，尽力去追求自己想要的生活。而大一大二的学生则没有这么大的压力，仍然处在一个听家长话的学生的角色，思想还比较传统，对父母比较遵从，所以才会在养亲尊亲维度上得分相对较高。 4.3. 大学生依恋风格与孝道认知的关系 对大学生依恋风格和孝道认知的各个维度进行相关分析，结果显示大学生依恋风格的焦虑维度与孝道认知的顺亲延亲维度存在显著相关(r = 0.140， P < 0.05)。笔者认为，这个现象是可以解释的。顺亲延亲反映了被试对父母意见的重视以及对家族和父母的延续。大学生很快面临着就业和结婚，他们需要考虑家人的意见以及承担繁衍后代的责任，焦虑水平越高，对亲密关系的不安全感就越高，就会非常渴望有和谐温馨的亲密关系，因而他们不愿意与家人起冲突，愿意遵从家人的意愿，并为了维护亲密关系而担负起延续家族和父母的重任。同时，大学生是紧跟时代发展的群体，他们的思想观念非常现代化。对于父母他们可能会更加理性地接受父母的意见和观念，而不是盲从；对于种族和家庭，他们可能没有传统意义上那么强烈的家族荣誉观念；对丧葬仪式，大学生可能对这种仪式化的东西没有太多的继承，他们更多的是希望在父母亲人还健在的时候多陪陪他们，而不是逝去之后再去纪念。所以大学生依恋风格的两个维度与养亲尊亲、护亲荣亲和丧葬纪念没有出现显著相关。
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user: 5. 结论 大学生依恋回避和依恋焦虑程度比较高，女性依恋回避高于男性；大学生孝道认知整体比较积极；大学生依恋风格的焦虑维度与孝道认知的顺亲延亲维度存在显著相关。
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user: 摘 要 对流扩散方程是一类重要的模型方程，构造对流项的高分辨率离散格式是数值计算的关键，本文基于CBC (Convection Boundedness Criterion)准则和TVD (Total Variational Diminishing Constraint)准则，利用Hermite插值，构造一种改进的CUI格式。经典的算例表明，此数值方法不仅能很好的抑制线性对流离散格式的数值振荡，也表现出良好的数值计算精度。 关键词 :CUI格式，Hermite插值，CBC/TVD，mCUI格式
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user: 1. 引言 在流体动力学中对流项的计算有着重要的意义。数值格式离散对流项时关系到数值结果的精度、稳定性和收敛性。因此，在计算流体力学中构造易于实现且能避免数值耗散的数值方法，仍然是一项具有挑战性和吸引力的研究目标。 目前已经有很多经典的格式，如一阶迎风格式FOU (First-order Upwind)和Lax-friedrichs格式 [ 1 ] 等。但这些格式大多都是低阶的，会产生较大的数值耗散。于是，人们又提出了一些格式，如中心差分格式CD (Central Difference)、二阶迎风格式SOU (Second-order Upwind)、Quick (Quadratic Upstream Interpolation for ConvectiveKinematics) [ 2 ] 格式和CUI (Cubic Upwind Interpolation) [ 3 ] 格式等。这些线性高阶格式的数值耗散较低，但是不满足对流有界性，数值解在间断解处会出现非物理震荡。 为了解决上述的问题，人们提出了高分辨率格式(High Resolution Scheme) [ 4 ] [ 5 ] ，它是高阶格式和某些有界性准则的结合。高分辨率格式最早是利用Harten提出的TVD (Total Variational Diminishing Constraint) [ 4 ] 性质构造一个限制器函数，然后将它和高阶格式结合构造出高分辨率格式。另外的一些重要的有界性准则包括Leonard提出的NVF (Normalized Variable Formulation) [ 6 ] 与Gaskell和Lau [ 1 ] 提出来的CBC (Convection Boundedness Criterion)准则等。在此基础上，构造出了一些对流有界格式，如SMART [ 7 ] ，CLAM [ 8 ] ，HOAB [ 9 ] ，CUBISTA [ 10 ] 等。 本文以CUI格式为基础，构造了一个满足对流有界性的一个无振荡格式mCUI。本文的具体安排如下：第二节建立对流项的高分辨率格式，第三节给出经典的算例及讨论计算结果，第四节给出结论。
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user: 2. 建立数值格式 2.1. 高阶格式 以图1所示，数值格式在离散对流项的时候，一般会用到该界面值相邻三个点 由此常见线性格式可统一表示为 格式 (1) 其中，参数 ，对 赋不同的值可以得到不同的高阶格式。根据Leonard [ 11 ] 的正则化思想，正则化变量定义为 ，则 格式(1)可以化为 (2) 由式(2)得知， 的变化只依赖于 和 。表1给出了几种常见的对流格式的NV线。值得注意的是，这些线性高阶格式都不满足有界性，因此，采用有界性准则结合线性高阶格式来构造高分辨率格式。 图1. 三个相邻的节点及单元边界 Table 1 The linear convection schemes and the NV formulation Schemes k Non-normalized Normalized SOU −1 CD 1 Fromm 0 QUICK CUI 表1. 线性对流格式及其NV格式 在Leonard提出的NVD的基础上，利用正则化思想，CBC准则可以表达为 之后，Wei [ 9 ] 和Hou [ 12 ] 证明了CBC准则只能保证数值格式的有界性，不能保证数值格式的精度。为了克服这个缺点，Wei和Hou提出了一个改进的CBC准则即BAIR准则 另外，TVD性质的正则化形式为 将BAIR区域与TVD区域绘制于图2中，阴影区域表示BAIR区域与TVD区域重合区域。正则化于是，只要格式的NV线落在阴影区域内，则格式同时满足BAIR条件和TVD条件，它将具备对流有界性 [ 9 ] [ 12 ] 。 2.2. 对流项的离散 由上可知，若格式满足对流有界性，那么格式的NV线必须落在TVD区域和BAIR区域的重合区域内。由前面提到的HR格式的标准化形式： 。由图2可知 ， ， 。由于所选取的CUI格式不满足对流有界性，因此利用分段的思想来构造mCUI格式，使得此格式满有足对流界性准则。在 的区间内，选取原有的CUI格式，在 内，选取 ， 和 ，利用Hermite插值构造曲线，使其满足对流有界性；同理在 内，选取 ， 和 构造曲线，使曲线在重合的区域内。得到图3所示的满足对流有界性的格式mCUI格式。该格式的正则化形式为 2.3. 时间离散 完成了关于空间项的离散后，得到了关于时间 的一个常微分方程，即 。为了避免非物理震荡，采用的是三阶TVDRunge-Kutta [ 13 ] 格式来离散时间，它的形式为
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user: 3. 数值结果及讨论 3.1. 一维线性对流方程 一维线性对流方程 ， ， (3) 给定初值 ， 。 3.1.1. 情形1 首先给定以下的初值 ，在区间 上求解方程(3)， ，通过计算 图2. BAIR区域(虚线部分)和TVD区域(阴影部分) 图3. mCUI格式在BAIR区域中的NV线 mCUI格式、SMART [ 7 ] 格式、MUSCL [ 14 ] 格式在等距剖分 下的数值解， 分别取20、40、80、160、320。计算格式的 误差、 误差，同时算出数值精度阶(如表2)，计算公式如下 由表2可知，对于光滑解问题，mCUI格式可以达到理论上高阶精度。 Table 2 Errors and orders for several selected scheme Scheme Mesh error order error order 20 8.31e−3 - 1.89e−2 - 40 1.97e−3 2.08 3.61e−3 2.34 mCUI 80 4.37e−4 2.17 1.03e−3 1.81 160 9.15e−5 2.26 2.87e−4 1.84 320 2.42e−5 1.92 7.86e−5 1.87 20 1.47e−2 - 2.44e−2 - 40 3.35e−3 2.15 6.17e−3 1.99 SMART 80 8.37e−4 2.01 1.67e−3 1.90 160 2.16e−4 1.96 4.75e−4 1.82 320 5.26e−5 2.05 1.35e−4 1.82 20 2.45e−2 - 3.02e−2 - 40 7.81e−3 1.65 9.53e−3 1.66 MUSCL 80 2.13e−3 1.88 2.87e−3 1.73 160 5.39e−4 1.98 8.71e−4 1.72 320 1.35e−4 2.01 2.65e−4 1.72 表2. 格式误差与数值精度阶对比 3.1.2. 情形2 对于上述的方程，再选取以下的间断初值 ， 计算区间为 ，等分为800等份，计算时间T为0.1，图4表明，mCUI格式对间断解的计算有很好的逼近效果。 3.1.3. 情形3 对于上述的方程，选取初值为如下的非光滑初值 计算区间选为 ， ，计算时间为 ， 分别取为0.1和0.5得到图5(a)和图5(b)，且把mCUI格式的结果和经典格式MUSCL的结果在同样条件下进行对比。通过对比，我们发现mCUI格式与经典CBC格式具有相同的逼近效果。 3.2. 一维非线性Burgers方程 一维的非线性Burgers方程的表达形式为 ， ， (4) 图4. mCUI格式的数值解和精确解 图5. 非光滑初值下，MUSCL与mCUI的对比 其中 为粘性系数。当 时，方程有光滑解，当 时，方程的解会随着时间出现间断。 3.2.1. 情形1 选取区间 ，给定初值 和边界条件 在给定的粘性系数下，上述的初始条件会随着时间的变化形成间断。 给定 ，图6给出在不同的粘性系数下，随着时间的增加，最初的正弦波的变化，我们选取n = 0.1，0.01，0.001和0.0001，时间t = 0.0，0.1，0.2，0.3，0.4和0.5。 3.2.2. 情形2 令 ，即对于无粘Burgers方程，选取以下的初值 这个问题的精确解是 这个例子中要求 ，在区间 上，选取 ，t选取1.0和2.0，数值结果在图7中给出。图7表明，该问题的数值解能够很好的近似精确解，mCUI格式能够很好的处理这一类问题。 3.3. 二维线性对流方程 本节我们利用mCUI格式对二维对流方程进行求解，选取Doswell [ 15 ] 模型， 此数学模型在速度场中有稳定的切向速度 在计算的过程中，我们令 ，并在该场中有 ， 其中 为旋转中心， 表示区域内任意一点到中心的距离，角速度定义为 。选取计算区域为 ，等距剖分为 的网格，且此模型的精确解为 参数 表示的是锋面的梯度，取 ，得到的数值结果如图8。(a) 是数值解关于在竖直中心线的函数图像，图像表明mCUI格式能够很好的逼近精确解。(b) 显示了数值解的2D图，反应了锋面生成的漩涡形状，(c) 显示了数值解的3D图像。 图6. Burgers方程在不同的扩散系数下的六个不同时间的数值结果，(a) ，(b) ，(c) ，(d) 图7. Burgers方程数值解与精确解的对比，选取时间为(a) t = 1.0， (b) t = 2.0 图8. Doswell的数值解和精确解及2D、3D图像 3.4. 二维无粘性Burgers方程 mCUI格式可以解决二维无粘性的Burgers方程 初始条件为 选取 ， ，图9给出了在时间t = 0.1和t = 0.6时刻下的数值解。图表显示，在t = 0.1 时结果依然是光滑的，在t = 0.6时出现了间断，此时在间断附近使用mCUI格式仍然可以得到很好的逼近效果。 图9. 二维Burgers方程在不同的时刻下的数值解，(a) t = 0.1，(b) t = 0.6
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user: 4. 结论 本文基于BAIR准则和TVD准则，结合Hermite插值，构造出高分辨率格式mCUI格式。此格式简单方便，易于计算机实现。经典算例表明，此格式可保证对流稳定性和计算精度。