DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 研究方法 2.1. 被试 本研究在2020年2月15日至3月30日期间，采用随机抽样的方式，共收取问卷386份，剔除无效问卷8份(填答不完整)，共收集有效样本378份，问卷回收率为97.93%。其中男性164人(43.39%)，女性214人(56.61%)，被试平均年龄为25.72岁(SD = 8.10)，最大62岁，最小15岁。由于60岁以上的样本相比于其他年龄段的样本极少(仅有2人)，考虑到样本的代表性，本研究将这两份问卷剔除，最终有376份问卷纳入分析。 2.2. 研究工具 2.2.1. 社会支持量表 采用肖水源(1994)编制的社会支持量表(SSRS)。该量表共有12道题目，典型题目如“在需要时，我能从家庭获得感情上的帮助支持”等。量表采用里克特5点计分，其中1代表完全不同意，5代表完全同意，分数越高，表示个体受到的支持越多。该量表在以往许多研究中得到多次使用，具有良好的信效度(谢康，王品卿，曾天德，吴灿，2020)。本研究中，该量表的α系数为0.88。 2.2.2. 疫情风险感知量表 对于疫情风险感知的测量，采用改编自Lin等人(2008)编制的洪水风险感知问卷。量表共5道题目，典型题目如“在面临新冠肺炎的这些天，你感到的担忧程度是”等。量表采用里克特5点计分，得分越高，代表民众的风险感知程度越高。本研究中，该量表AMOS验证性因素分析结果良好，RMSEA = 0.07，AGFI = 0.94，NFI = 0.98，GFI = 0.98，IFI = 0.99，TLI = 0.97，CFI = 0.99，项目的因子载荷为0.34~0.87。该量表在以往许多研究中得到使用，具有良好的信效度(李凯，2017)。本研究中，该量表的α系数为0.82。 2.2.3. 归属感量表 采用Baumeister和Leary (1995)编制的归属感量表(NTBS)，共有10道题目，典型题目如“我感觉自己被其他人所接纳”等。量表总体采用里克特5点正向计分，其中1代表完全不同意，5代表完全同意，得分越高，表示个体的归属感程度越高。该量表在以往许多研究中得到使用，具有良好的信效度(Raijman & Geffen， 2017)。在本研究中，该量表的α系数为0.76。 2.2.4. 生命意义感量表 采用Steger等人(2008)编制的生命意义感量表，量表共9道题目，典型题目如“我明白自己生活的意义”等。量表采用里克特5点正向计分，其中1代表完全不同意，5代表完全同意，得分越高，表示个体的生命意义感程度越高。该量表在以往大量研究中得到使用，具有良好的信效度(蒋海飞，刘海骅，苗淼，甘怡群，2015)。在本研究中，该量表的α系数为0.73。
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user: 3. 研究结果 3.1. 共同方法偏差的控制与检验 由于本研究完全使用量表进行调查，因此可能存在共同方法偏差的问题。根据周浩和龙立荣(2004)的建议，本调查问卷中包含反向描述的题目，且设置回答方式为匿名。同时使用SPSS22.0进行Harman单因素共同偏差检验。结果发现：特征根大于1的因子共有9个，解释了总方差变异的62.4%，并且最大公因子解释总变异量的24.28%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。 3.2. 描述性统计及相关分析 本研究中，社会支持与疫情风险感知存在显著的负相关关系(r = −0.32， p < 0.001)。社会支持与归属感呈显著正相关(r = 0.44， p < 0.001)、归属感与生命意义感存在显著的正相关关系(r = 0.35， p < 0.001)、生命意义感与疫情风险感知存在显著的负相关(r = −0.32， p < 0.001)，各变量的相关矩阵、平均数以及标准差如表1所示。 Table 1 Descriptive statistical results and correlation coefficient matrix (N = 376 变量 M (SD) 1 2 3 4 1) 社会支持 3.80 (0.76) 1 2) 归属感 3.60 (0.67) 0.44 *** 1 3) 生命意义感 3.77 (0.69) 0.48 *** 0.35 *** 1 4) 风险感知 2.35 (0.97) −0.32 *** −0.43 *** −0.32 *** 1 表1. 描述性统计结果和相关系数矩阵(N = 376) 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001，下同。 3.3. 归属感与生命意义感在社会支持对疫情风险感知影响中的中介作用 依照温忠麟与叶宝娟(2014)所建议的中介效应分析流程，通过逐步回归的方法分析变量之间的关系，在控制了性别、年龄的前提下，进一步通过Bootstrap方法分析其中介效应。首先，使用process模型4进行中介作用的检验。结果表明(见表2)，社会支持可以显著预测归属感和疫情风险感知；社会支持和归属感均能显著预测生命意义感；当社会支持、归属感、生命意义感、疫情风险感知同时代入回归方程时，只有归属感与生命意义感对疫情风险感知有显著的预测作用，社会支持对疫情风险感知的直接预测作用不显著。 其次，对中介效应的直接检验结果(如表3所示)表明，社会支持中的归属感与生命意义感的总间接效应的Bootstrap 95%置信区间不含0值，说明两个中介变量在社会支持与疫情风险感知之间存在显著的中介效应。这一中介效应由三个间接效应构成：第一，社会支持 → 归属感 → 疫情风险感知的间接效应1，其置信区间不包含0，表明归属感在社会支持与疫情风险感知之间具有显著的间接作用(0.15，占总效应的45%)；第二，社会支持 → 归属感 → 生命意义感 → 疫情风险感知的间接效应2的置信区间也不含0值，表明这条路径产生的间接效应(0.01，占总效应的4%)也达到了显著水平；第三，社会支持 → 生命意义感 → 疫情风险感知的间接效应3的置信区间同样不包括0，表明这条路径产生的间接效应(0.06，占总效应的20%)也达到了显著水平。社会支持对疫情风险感知的路径如图1所示。 Table 2 Results of regression analysi 回归方程 整体方程显著性 回归系数显著性 结果变量预测变量 R R 2 F β Bootstrap 下限 Bootstrap 上限 t 风险感知性别 0.32 0.10 12.87 *** 0.06 −0.34 0.23 1.19 年龄 −0.07 −0.28 0.25 −1.31 社会支持 −0.43 −0.45 −0.20 −3.77 *** 归属感性别 0.44 0.19 27.09 *** 0.05 −0.39 0.15 0.84 年龄 0.12 −0.21 0.21 1.87 社会支持 0.44 0.31 0.55 7.13 *** 生命意义性别 0.51 0.26 25.92 *** 0.08 −0.18 0.34 1.42 年龄 0.17 0.04 0.29 2.63 ** 社会支持 0.41 0.29 0.54 6.45 *** 风险感知性别 0.48 0.23 16.48 *** −0.08 0.01 0.12 −1.36 年龄 0.15 −0.13 −0.01 2.07 * 归属感 −0.34 −0.47 −0.21 −5.11 *** 生命意义感 −0.16 −0.29 −0.02 −2.25 * 社会支持 −0.18 −0.24 0.04 −2.42 表2. 回归分析结果 注：性别为哑变量，其中男 = 0，女 = 1。模型中各变量均经过标准化处理后代入回归方程。 Table 3 Results of mediating effect tes 间接效应值 Bootstrap SE Boot CI下限 Boot CI上限 相对中介效应 总间接效应 0.22 0.05 −0.32 −0.13 69% 间接效应1 0.15 0.04 −0.23 −0.08 45% 间接效应2 0.01 0.01 −0.04 −0.01 4% 间接效应3 0.06 0.04 −0.15 −0.01 20% 表3. 中介效应检验结果 图1. 社会支持对疫情风险感知影响的路径图
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user: 4. 讨论 本研究探讨了社会支持对于疫情风险感知的作用及其机制，结果表明：社会支持对于疫情风险感知具有显著的负向预测作用，研究假设1得到证实；社会支持对于民众的归属感具有显著的正向预测作用，研究假设2也得到证实。中介检验的结果表明，归属感与生命意义感在社会支持对疫情风险感知的影响中起中介作用，且这一中介作用包含了三条路径，假设3与假设4也得到了支持。 前人的研究大都从本能和文化的角度阐释社会支持与疫情风险感知的负向关系。其中本能主义者认为，建立共同防范风险的团体可以有效缓解个体的基因丧失恐惧(Sass & Mattson， 1999)。最近的解释主要侧重于文化层面(McGuire， 2016)。有研究发现，人们感知到的健康风险并不取决于风险本身，而是取决于民众感知到的疾病易感性以及保护效能感，而中国的集体主义文化最大程度地增加了中国人的保护效能感(Kim， Sherman， & Updegraff， 2016)。 4.1. 归属感的作用 在前人的研究中，归属感常常与家庭亲密度(杨青，易礼兰，宋薇，2016)、良好的人际关系(彭丽娟，陈旭，雷鹏，邹荣，2012)、自我效能感(肖子怡，王东，张文娜，2019)等积极变量相联系，且对于归属感的研究多集中于学校、弱势群体等层面，鲜有研究将归属感与疫情风险感知联系在一起。对于社会支持与归属感的关系，最近的研究主要基于文化心理学的角度解释二者的关系(Kim， Sherman， & Updegraff， 2016)，这是因为中国已经将社会支持视为公共突发性事件的常规解决方法，并且这一方法逐渐演变为一种文化观念(刘亚楠，张舒，刘璐怡，刘慧瀛，2016)。具体来说，归属感是中国集体主义的象征，它是中国人民紧密团结的文化传统、公大于私的文化信念(盛艾，朱海亮，2012)，以及传统差序格局社会中关系格局的体现(费孝通，2012)。归属感作为一种文化概念可能会最大程度地减小个体的死亡恐惧，这也是疫情期间我国进行大范围社会支持的主要原因，因此本文对于这一变量的探讨具有一定的文化现实意义。 4.2. 生命意义感的作用 与幸福感、生活满意度等概念不同，生命意义感是一个更为深层次的概念。具体来说，生命意义感并非完全是积极情绪的结果(赵娜，马敏，辛自强，2017)，消极情绪也可以提升个体的生命意义感，这是因为人们有可能从当前的糟糕状态中意识到更好的成长机会及意义寻求(Steger， Kashdan， Sullivan， & Lorentz， 2008)。以往研究发现，疫情等风险事件可以增加个体寻求生命意义的动机(王佳一，2013)，本研究则反过来探讨了生命意义感对于疫情风险感知的影响。新冠肺炎可以说是死亡的象征，我国民众通过建立与他人的联系寻求生命意义感，从而减轻了死亡焦虑，降低了对疫情的风险感知(吴静，雷雳，2011)。本文基于群体归属的角度预测个体的生命意义感，研究结果证实了增强个体的生命意义感对于疫情治理的重要性。 4.3. 疫情风险感知 与疾病风险、创业风险等个体风险不同，新冠肺炎疫情这一风险事件具有范围大、传染迅速、机制复杂等特点(罗琳，曾晓进，廖欣，杨应乾，2020)，因而新冠肺炎疫情的治理和一般的风险治理存在较大差异。其一，与普通的风险事件相比，疫情防控要求的社会支持更广泛，不仅涉及到家人、朋友的支持，政府、社会的支持也扮演了重要角色；不仅事发地的民众需要社会支持，其他非重点地区的民众同样需要社会支持(许明星等，2020)。其二，社会支持在之前的疫情治理(如非典)中曾起到重要作用，而如今社会的主流价值观有所变化，例如归属感等象征集体主义的概念与以往相比有所动摇，因此在这一背景下探究社会支持是否还能达到良好的效果尤为必要(贺晓峰，2013)。其三，以往研究普遍将社会支持作为政府应对疫情的补救措施(张静，李倩，张文娟，何成雨，解超芳，2020)，而本文旨在将社会支持常态化，因此本研究对疫情的常态化治理具有一定的指导意义。 4.4. 研究启示 首先，本研究发现社会支持在此次疫情治理中仍然具有良好效果，这一结论为国家实行社会支持政策提供了合理性。而且本文区分了疫情风险感知与一般风险感知的关系，为社会支持的具体化提供了启示。其次，无论是社会支持还是归属感，都是集体主义文化价值观的体现。回顾我国多次疫情治理，集体主义都承担了至关重要的角色；但由于西方个人主义的入侵，我国的集体主义社会有演变为陌生人社会的倾向。此研究有助于深刻认识我国本土价值观的重要意义，看到其在重大公共突发性事件中的巨大作用(贺晓峰，2013)。最后，本文在文化心理学层面丰富了生命意义感的研究，未来可以进一步探讨生命意义感在不同文化下的共性与差异性。
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user: 摘要 音乐在运动中的使用长久以来都得到运动心理学界的广泛关注。本文主要综述了运动心理学领域中音乐对运动表现的影响，以及讨论了该领域的研究不足与发展趋势。目前运动心理学领域普遍认为，干预过程使用的音乐类型主要分为：同步音乐(synchronously)和异步音乐(asynchronously)。音乐在体育运动中的运用形式主要有运动前使用、运动中使用和运动后使用。音乐不仅作用于个体的生理指标，还对心理健康、情绪、认知和动机等领域有一定影响。在综述以往文献的基础上，本文提出该领域当前研究的不足：1) 尚未形成成熟完整的理论体系和操作模式；2) 研究的对象过于单一；3) 忽略了音乐文化的多样性，缺少跨文化研究成果；4) 国内相关的实验研究较少。有鉴于此，对于音乐在运动心理学中的应用，还应在以下方面扩充研究：1) 拓展和深化音乐在各项运动项目中的研究；2) 扩大研究群体范围，发展和完善音乐在运动心理学的理论体系和操作技术；3) 使用整合化的理论模型，增强音乐在运动心理学中的应用；4) 通过更多实证检验音乐在我国运动心理学中的具体作用。
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user: 1. 引言 从古至今，音乐都是伴随人类文明发展的一种产物。自20世纪90年代以来，音乐在体育、运动等相关的领域变得无处不在。音乐与体育一直以来都存在密切的联系，其也是体育运动中重要的一种辅助手段。随着体育的发展，音乐也越来越多地运用到体育锻炼、运动训练以及体育竞赛中。长期运动实践表明，音乐以其独特的音质、节奏、旋律等特质，在增强运动的感染力、提高运动表现、消除运动疲劳等诸多方面起到非常重要的作用(易礼舟，李京伟，戴彬，2018)。音乐在体育运动领域中的应用，不仅仅局限于竞技运动，还应包括大众健身，如：体育锻炼、运动损伤后的康复等方面。目前，音乐干预已经成为体育运动领域的重要组成部分，运动心理学领域普遍认为，不同类型的音乐能影响不同强度运动的表现和运动成绩。同时，音乐不仅能影响运动个体的生理指标，还对情绪、认知状态、动机等心理指标有一定作用，音乐干预对体育运动表现具有极其重要的影响。然而，相对于国外相关研究的多样化发展，目前我国在该领域的研究还较为匮乏。因此，借鉴国外已有的研究经验，进行音乐干预对运动表现影响的综述，对国内体育运动领域音乐干预研究的发展具有重要意义。 检索Web of Science核心合集数据库，采用高级检索，策略为TS = (“music intervention”)并列主题TS = (“sport” or “exercise” or “athlete” or “training” or “physical activity”等)。文献语言选择“English”；文件类型选择“All”，时间跨度选择2006~2021；其它选项为默认选项。对搜索结果进行筛选，最终得到129篇文献。本文在这129篇有关音乐干预和运动表现研究的基础上，梳理并厘清了体育运动中音乐干预的类型、音乐在体育运动前中后期的应用、音乐对运动个体生理指标及心理指标的影响，并指出现有研究存在的不足，从心理学视角丰富音乐干预运动表现的内容并为今后实证研究指明方向。
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user: 2. 音乐干预的类型 在与运动相关的活动中，音乐干预的应用可以通过异步或同步两种方式。当使用异步音乐时，音乐提供的仅是背景刺激，在此过程中没有个人有意识地使他们的运动模式与音乐的节奏同步。相反，同步音乐干预是指运动过程需要与音乐的节奏或其他元素同时执行，利用了人类与生俱来地使运动与听觉节奏同步的特点。同步音乐和异步音乐鲜明的对比使其在运动领域的应用也各不相同。 2.1. 同步音乐 迄今为止，该领域研究的关键更倾向于比较使用同步音乐和异步音乐的好处。有学者提出，同步音乐比异步音乐给运动员和锻炼者带来的好处更多，尽管这一说法的真实性尚不确定。Simpson和Karageorghis (2006)研究了音乐对运动员运动表现的影响，发现同步音乐在非精英运动员群体中存在显著的优势。基于此，Parry等人(2011)研究了铁人三项的精英运动员比赛前后的情绪和感知力的变化，结果表明使用同步音乐来影响情绪和感知力与提高这类人群的运动表现有关。Saha (2012)进一步研究了同步音乐对铁人三项精英运动员的干预情况，发现同步音乐比无音乐环境更能提高运动员的表现，并得出同步音乐条件下的中性音乐与激励性音乐具有相同效应，甚至更为有效。Curran (2012)发现在十公里骑行中，同步音乐背景下，运动员会降低心率，减少疲劳感，且增加主观唤醒的能力比异步音乐条件下更有效。Karageorghis等人(2019)研究了同步音乐应用于在跑道上的速度耐力训练中的心理学效应。研究结果表明，采用同步音乐为基础的训练组与无音乐的对照组相比，跑步成绩平均提高了5%。然而，在生理和心理指标方面没有发现显著差异。 同步音乐是提高运动表现和锻炼乐趣的有力工具。它可以应用在室内或室外环境，也可以应用于精英运动员和非精英运动员中。同步音乐不仅可以提高训练成绩，同时也能降低视网膜色素上皮细胞，提高情感反应和动机，因此可以成为体育心理学领域提高表现和动机的有效干预工具。目前研究基本在耐力运动和铁人三项运动范围内，针对短跑训练的相关表现研究较少，需要进一步地补充。同步音乐对运动员或锻炼者进行节拍感知训练和提高运动表现是十分有利的，对此领域深入研究可以最大限度地发挥听觉–运动同步效应可能带来的益处。 2.2. 异步音乐 早期的研究都是以理论方法为特征，从而进一步开发出一种概念框架或评估工具。早在1999年Karageorghis等人就提出过第一个仅限于音乐的异步应用的概念框架，即布鲁内尔音乐评分量表(the Brunel Music Rating Inventory)。随后，Karageorghis和他的同事经过不断探索，将此量表改进为在异步音乐条件下将动机性音乐标准化地运用于实验任务的工具(Karageorghis， Terry， Lane et al.， 2011)。后期的研究者发现使用异步音乐主要对唤醒调节、视网膜色素上皮细胞减少以及情绪的增强等研究有益，它在文献中也获得了广泛的支持。 异步音乐在游泳中的应用存在一定的经验基础。Karageorghis等人(2013)研究了异步音乐对游泳条件下参与者的运动表现、心理和生理的影响。结果表明，与无音乐对照条件相比，异步音乐会产生更好的效果，动机性音乐更能明显增加游泳者的运动耐力和愉快的情绪体验。Baker等人发现运用异步音乐能提高锻炼者的表象能力。音乐能带给参与者兴奋感，他们从音乐中获得了更明显的益处；尤其是当参与者具有较高的竞争水平时，更有可能会使用联想注意策略从而提高运动表现成绩(Baker， Cote， & Deakin， 2005)。目前，异步音乐对于运动表现影响的研究还尚未全面，在体育运动中的应用范围还需要进一步扩展。
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user: 3. 音乐干预在运动中的应用 体育运动领域中的音乐干预研究可以分为两大类，分别为竞技运动(sport)与大众健身(exercise)。运动或锻炼过程中干预阶段分为前、中、后三个部分。 3.1. 竞技运动 3.1.1. 竞技运动前 运动前的音乐干预研究主要围绕控制运动员的情绪(唤醒)而开展。例如刺激性音乐提高运动员的唤醒水平，镇静性音乐降低运动员的唤醒水平。Karageorghis等人(1999)提出的概念模型表明，体育运动领域中刺激性音乐具有两个长期的效果，即行为程序与提高锻炼的坚持性。Thiese和Huddleston (1999)对女大学生游泳运动员赛前心理技能训练进行了调查，结果发现这些运动员均将聆听音乐作她们赛前行为程序的一部分。Bigliassi等人(2016)对上述理论模型进行扩充研究，发现运动前聆听音乐具有“振奋精神”或“放松精神”的功能，因此可以用来激励锻炼者或刺激运动者产生最佳激活水平(Karageorghis， 2020)。Lanzillo等人(2001)比较了联赛前聆听音乐是否能影响大学生运动员的自信心水平，结果表明，赛前聆听自我选择的音乐的运动员的自信心水平更高。 赛前音乐干预不仅能够改善运动员的认知与情绪状态，还能与行为程序一样对运动表现具有积极的作用。Hall等人研究了刺激性音乐对60米短跑的影响，结果表明，与运动竞赛前等待组相比，播放刺激性音乐组的成绩更好(Hall & Erickson， 1995)。但有相关研究表明，赛前音乐干预对运动表现的作用并不明显。这种不一致结果可能是由于实验设计方法不够完美的原因造成的，如研究未考虑运动项群差异、听音乐过程中注意分离等其他因素的影响。显然，影响两者之间关系的因素非常多，未来研究应当比较不同项群之间的差异，并探讨影响二者关系的其他变量。 3.1.2. 竞技运动中 中枢节律器理论认为，人类先天具有动作操作与音乐节律保持一致的特性。因此，运动中聆听音乐能够对动作的节奏产生影响，尤其对那些强调体能节奏策略的周期性耐力项目，如自行车、中长跑等更为明显。 Simpson和Karageorghis (2006)比较了激发性音乐、中性音乐以及无音乐条件下男子400米成绩差异，结果表明，与无音乐条件相比，有音乐条件下400成绩更好，两种音乐条件下不存在显著性差异。Rendi等人(2008)考察了聆听不同速度音乐对500米皮划艇运动的影响，结果表明，三组(快速音乐、慢速音乐、无音乐)的主观疲劳感不存在显著性差异；在运动完成的时间上，快速音乐组最快，其次是慢速音乐组；在每分钟划桨频率上，快速音乐组最快。该研究提示，在以体能为主导的粗放技能中，快速音乐具有自我暗示的作用。Young等人(2009)考察了最大强度下聆听音乐对女子大学生足球运动员跑步机上运动表现的影响，但结果表明，聆听音乐组与无音乐组在最大心率、耗竭时间、主观疲劳感上没有显著性差异。然而，作者也提到未来研究应特别探讨音乐的类型、强度等因素的影响。 如上所述，人类先天具有动作操作与音乐节奏保持一致的特性，而同步性音乐更强调将音乐的节奏或时间特征作为一种节拍调节人体的动作操作。那么在运动过程中进行音乐干预，应更多地探索不同节拍的同步性音乐对不同运动项目的影响。此外，在音乐内容选择上，研究者比较了被试自选音乐与研究者指定音乐之间的差异。尽管研究者得到的结果表明，被试自选音乐的干预效果更好，但由于实验的表面效度不足，此种差异也有可能是由于被试自选音乐而产生的主观期待效应导致的。因此，有关比较被试自选音乐与研究者指定音乐效果差异的研究需要进一步深入分析。 3.1.3. 竞技运动后 与运动前、运动中的相比，运动后音乐干预的研究相对较少，主要是针对运动后音乐对机体恢复作用的研究。查阅过程中仅有两项实验。Jing和Xudong (2008)考察了锻炼后镇静性音乐对机体恢复效果，研究比较了有无音乐干预对男子大学生力竭性功率自行车运动后心率、尿蛋白(评价锻炼后肾功能指标)以及主观疲劳感的差异。结果表明，音乐组被试的这些指标下降更多，而在保持测试阶段，跳高成绩、血乳酸以及简单反应时不存在差异。Savitha等人(2010)则探讨了不同节奏音乐对机体恢复的影响，在5分钟的高强度跑步机运动后，与快节奏音乐干预以及控制组相比，慢节奏音乐组被试的血液动力(血压与心率)恢复更快。同样，主观疲劳感在有音乐干预下下降更快。两项研究表明，镇静性音乐或慢节奏音乐有利于机体快速恢复。 国内学者对运动后音乐干预研究进行了较多的有益尝试。李靖等人(2006)比较了放松音乐与音乐电针疗法对有氧运动疲劳的恢复效果，结果表明，音乐电针对主观疲劳感的影响优于放松音乐，而放松音乐对骨骼肌疲劳状态影响优于音乐电。总体而言，音乐电针对心理疲劳恢复效果更好，而放松音乐对中枢疲劳、骨骼肌疲劳以及机能恢复影响更大。王法涛和李时慧(2012)比较了音乐渐进放松配合音乐心率训练与传统恢复法对运动性疲劳的疗效差异，结果表明，与传统恢复法相比，音乐疗法后运动员的主观疲劳感下降更多，大、小腿围减少幅度也更大。因此，研究者认为音乐疗法促进心血管系统、中枢神经系统和心理状态的恢复。除了研究音乐对运动疲劳的恢复疗效，国内研究者也有探讨音乐对运动性心理疲劳恢复的作用。对国内外运动后音乐干预研究现状来看，国外研究更关注主观疲劳感的降低，而国内研究则更关注运动性疲劳的恢复，并能结合中国传统疲劳恢复手段。然而，音乐干预在运动后应用领域的研究还需进一步扩充。 3.2. 大众健身 与竞技运动领域不同，大众健身领域的研究关注的是音乐干预对锻炼参与者的主观疲劳感以及情绪的影响，继而对锻炼坚持性的影响。因此，大众健身领域的音乐干预研究围绕锻炼中开展，探讨音乐对锻炼者的心理效应，从而提高锻炼的坚持性。 较早的研究比较重视音乐对大众健身群体的影响。Potteiger等人(2000)考察了不同音乐干预(快速爵士乐、慢速经典音乐以及自我选择音乐)对功率自行车运动下的主观疲劳感的影响。结果表明，与控制组相比，音乐组的主观疲劳感均有降低。Yamashita等人(2006)考察了低、中强度下，音乐对功率自行车运动中的主观疲劳感的影响，与控制组相比，音乐降低了被试的主观疲劳感，但仅限于低强度。Atkinson等人(2004)比较了10公里的功率自行车运动中不同时段音乐干预的效果。结果表明，在最初的3公里中，机能增进效果明显，与后阶段相比，主观疲劳感也相对更低。这项研究支持了低强度运动下音乐干预的积极效果。 注意加工理论认为，在中等或低强度的运动中，音乐刺激能够抑制生理信息的加工，从而降低主观疲劳感；随着运动强度的提高，生理信息加工成为主导，而音乐刺激则被抑制(杨三峡，2013)。显然，上述研究结果表明，强度也是影响大众健身领域中音乐干预效果的又一因素。
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user: 5. 问题与展望 音乐不仅是一种艺术，给人以精神享受，它也通过其特有的特质如节奏、速度、旋律、音质以及对人的心理乃至行为表现产生影响。本文对近十年音乐干预对运动表现及个体生理、心理影响进行综述，讨论音乐对运动表现具有重要的现实意义。尽管该领域已经取得了一定的成果，但仍存在部分问题有待探讨。该领域当前研究的不足：1) 尚未形成完整且有说服力的理论体系和成熟的操作模式；2) 研究的对象过于单一，对于不同项目的分析尚不全面；3) 忽略了音乐文化的多样性，缺少跨文化研究成果；4) 相关的实验研究较少。 有鉴于此，关于音乐在运动心理学中的应用研究，其发展趋势体现在： 1) 拓展和深化音乐在各项运动项目中的研究。以往研究仅强调音乐干预对个体粗大运动技能(如跑步、游泳)的影响，而忽略了对精细技能(如篮球投篮、飞镖投掷)的考察。此外，音乐干预的短期作用效果可能并不明显，如采用长期的音乐训练可能会带来个体运动表现的明显变化。目前一些研究仅仅是考察长期音乐干预对帕金森和脑卒中患者行为能力的影响，而对于普通人群或专业运动员的相关研究却很少涉及。最后，在音乐类型的研究方面，以往研究主要考察激励性音乐对个体表现的影响，而音乐类型多种多样，其它类型音乐(如抒情音乐)对个体表现又会造成怎样的作用效果？以上问题都需研究者进行深入探究。 2) 扩大研究群体范围，发展和完善音乐在运动心理学的理论体系和操作技术。从以往研究可以发现，当前音乐干预研究对象分类不够明确。不同年龄阶段的人群对音乐的选择存在很大的差异，音乐对专业运动员与非专业运动员的作用影响也不同，因此对个体运动时的音乐选择应考虑年龄和专业性上的差异。另外，越来越多的研究者认识到人格特质(内向型和外向型)、情感状态以及认知特征也是影响个体行为表现的重要因素，那么这些因素对音乐干预研究还需探索和补充。最后，目前对于音乐干预与运动表现领域，并没有一个完善的理论体系和操作技术，为了加强音乐对运动表现影响更为积极的作用，还需扩充该领域的研究。 3) 音乐干预对个体行为的影响包含了一个复杂的作用过程，因此越来越多的研究者倾向于使用整合化的理论模型对其进行解释。这意味着，在考察音乐干预对运动表现的作用效果时，要综合多方面因素进行考虑，不仅考虑个体差异(人格特质、认知特点等)，还应综合环境因素(任务难度、竞赛环境、干预时间等)对个体的影响。综合以往研究发现，整合化模型更能准确解释音乐干预的作用机制，因此运用整合化理论模型对音乐干预作用机制必将成为未来研究的主流。此外，随着科学技术的不断进步，脑神经研究技术的应用越来越广泛。以往研究仅从行为表现结果评价音乐干预的功效，而采用认知神经科学技术则能从个体内部(尤其是脑区)，反映出音乐干预的作用过程。有研究指出，音乐干预的作用过程与个体的脑波活动变化存在密切联系(Bigliassi， Karageorghis， Nowicky et al.， 2016)。因而未来研究应将认知神经科学(fMRI或ERP等)、运动生物力学等学科技术进行整合，从多个学科的视角探索音乐干预的内在作用机制，加强音乐干预在运动心理学中的应用。 4) 通过更多实证检验音乐在我国运动心理学中的具体作用。文化背景也应成为未来音乐干预研究考虑的因素。有研究指出，文化背景对音乐激发性特征具有一定的影响。因而，未来研究也应探究音乐干预对中西方文化背景下的不同群体运动表现影响的差异。目前中国运动心理学研究者对于音乐对运动心理影响的研究并不充分，应努力超越现有的理论，突破现有研究范式的局限，密切结合中国各体育项目的特点，为音乐在运动心理学的应用提供更为扎实的理论依据和使用价值。
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user: 摘要 对1975年以来内蒙古地区5级以上震序列资料分析整理，将独立的5级以上地震序划分为孤立型、主震—余震型和多震型，并分析了地震序列类型的空间分布特征。根据余震序列资料，统计了余震序列的几项基本参数，包括最大余震震级、序列持续时间、主震–最大余震时间间隔和余震区半径等，并且拟合了序列参数和震级的线性关系，分析了序列参数的频度分布特征，在此基础上总结出震后早期地震形势判定的规则。
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user: 1. 引言 地震是群灾之首，在各种自然灾害中造成的伤亡和损失最大，对未来可能发生强震的时间和位置判断，是地震预测工作的主要目标。地震预测工作可以划分为震前预测工作和震后趋势判定工作。对于破坏性地震的震前预测，经过多年的科学研究和实践探索，我国形成了“长–中–短–临”的地震预测工作思路，然而精准的短临预报仍然是科学难题。相比而言，震后趋势判定具有更强的可操作性，也能在防震减灾工作中发挥重要作用。中强地震发生后，随时可能发生的余震或强余震严重影响抢险救灾人员工作的开展，及时发布可靠、有效的早期余震预测权威信息，对震情跟踪、抗震救灾、应急管理和震区秩序维护等具有重要的意义 [ 1 ]。震后趋势判定是有影响力的地震发生后对近期地震活动形势的认识，是地震预测工作的重要环节 [ 2 ]，需要在资料有限的条件下，对地震序列类型、最大余震、强余震时间和地点等给出合理预测。震后的短期内，无法记录丰富信息，震后早期的地震形势判定主要依据为历史地震序列信息，因此对历史地震序列的资料分析尤为重要。因此，国内学者开展了大量有关余震序列统计特征的研究 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]，为相关工作提供的数据支撑。 内蒙古地区地质构造复杂，活动断层纵横交错，形成了地震活动频繁的地质构造背景，是我国地震多发省(区)之一。胡博等统计了内蒙古中强地震的序列类型，讨论了不同类型序列与地质构造环境的关系 [ 6 ]。数字化地震台网运行以来，研究人员开展了中强地震序列精定位和发震构造方面的研究 [ 7 ] [ 8 ]。上述研究侧重于单次破坏性地震序列的时空分布特征研究，没有对地震序列强余震的时空强要素的统计特征深入探讨。本文搜集整理内蒙古地区1975年以来 5级以上地震序列的资料，整理出描述地震序列特征的参数，通过统计分析，归纳出适用于内蒙古地区的地震序列特征规律，作为震后早期趋势判定的依据。
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user: 2. 构造背景和数据资料 内蒙古地区分布狭长，在不同区域和不同的构造体系相关联，受到不同的地球动力学因素影响。内蒙古西部邻接东亚大三角，受到青藏高原和蒙古地块作用。内蒙古中部地区处于鄂尔多斯北缘，地震带构造比较单一，受到鄂尔多斯地块逆时针旋转和块体相对运动的作用力，主要表现为隆起边缘规模巨大的活动断裂及被其围陷的沉积巨厚的新生代断陷盆地 [ 3 ]。内蒙古东部处于大兴安岭构造带，主要受到太平洋板块俯冲和日本海沟大震的影响，属弱地震活动地区，存在多条NNE和SWW走向的第四纪活动断裂，交汇处中强地震活动频率较高 [ 9 ]。 内蒙古地区共计发生5级以上地震53次，其中7.0~7.9级3次，6.0~6.9级11次，5.0~5.9级39次。1972年内蒙古地震组的成立，内蒙古地震观测台站的建设进入了一个快速发展的阶段，随着台站的增加和监测能力的提升，地震目录完整性逐渐升高，1975年以后，内蒙古地区的中小地震的记录相对完整和丰富，因此本文将1975年以来5级以上地震的序列作为研究资料。本文使用的数据资料来自中国地震台网地震目录，1975年至今独立的5级以上地震22次(图1)，包含6级以上地震4次，将主震发生后震源区域密集发生，明显高于背景地震活动水平的地震筛选出来作为原始资料。受到监测能力的影响，个别地震未找到余震序列。 地震序列的统计依赖于震级完整性，不同学者对内蒙古地区的地震目录完整性开展研究 [ 10 ] [ 11 ]，使用不同方法和相互验证，较全面反映内蒙古地区的监测能力，总体来说内蒙古地区地震地震目录完整性在1975年以后能够达到M L 2.5级一下，但不同区域的完整性有较大差异，监测能力随着时间逐渐升高。 图1. 内蒙古地区1975年以来独立的5级以上地震分布图
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user: 3. 内蒙古地区5级以上地震序列参数 本文采用的原始数据为中国地震台网地震目录，从地震目录总提取整理22次独立的5级以上地震的余震序列，根据震后早起趋势判定的需求，整理了最大余震、最大余震和主震的时间间隔、余震区域直径和序列持续时间等。主震发生后，在震源区域诱发大量余震，余震在时间和空间上呈现丛集性，表现为活动性水平高于背景水平。根据主震发生后在时间和空间上的相关性，确定余震序列的归属，进而确定余震区域，当余震区域的地震活动性降至背景水平时，确认序列结束时间。依据上述原则从全部地震目录中筛选出每个中强地震最终的余震序列。 地震序列分类主要分为主震型、震群型、孤立型。1975年以来的中强地震，具有相对完整的地震目录，可以按地震序列目录进行判别，主要依据为地震序列中最大余震和主震的震级差。序列类型划分是余震序列统计研究的基础，按照基于震级差的序列分类思路 [ 12 ]，以主震震级M与12个月内的最大余震震级Ma之间的震级差ΔM = M − Ma进行序列类型划分，表1给出地震序列分类依据。本文使用直径衡量余震区域的空间规模，余震区的半径定义为区域内两点间的距离的最大值。 Table 1 Sequence type determination basi 类型 震级差 类型 主余型 0.6 ≤ ΔM < 2.5 主余型 孤立型 ΔM ≥ 2.5 孤立型 震群型 ΔM < 0.6 震群型 表1. 序列类型判定依据 根据上述原则整理的余震序列资料，表2给出地震序列的各项参数。 Table 2 Seismic sequence parameter 时间 纬度/˚N 经度/˚E 震级/Ms 类型 最大余震震级/M L 震级差/M L 时间间隔 余震区半径/km 持续时间/月 1976-04-06 40.230 112.200 6.2 主余 4.9 1.6 10个月 65 17 1976-09-23 40.080 106.350 6.2 主余 4.9 1.5 5小时 130 14 1979-08-25 41.230 108.120 6.0 主余 5.5 0.8 4分钟 45 10 1980-02-10 48.770 121.770 5.6 主余 3.8 2.1 27天 60 4 1981-04-26 48.900 122.000 5.1 主余 4.4 1.5 20天 55 11 1981-08-13 40.500 113.420 5.5 主余 3.7 2.1 3.5月 20 4.5 1983-01-17 40.370 107.020 5.2 主余 3.7 1.8 3.5月 45 3.5 1985-06-21 42.680 113.770 5.4 孤立 1991-01-13 40.550 106.050 5.3 孤立 4 1.6 25.天 50 9 1991-06-16 38.930 105.700 5.3 孤立 2.3 3.3 3.5小时 40 0.1 1991-09-14 40.180 105.080 5.1 孤立 3.7 1.7 26小时 45 5 1991-09-30 43.070 112.580 5.3 主余 3.5 2.1 32天 50 6 1996-05-03 40.780 109.680 6.4 主余 4.8 1.8 1.5天 85 20 1997-10-21 41.150 107.380 5.1 主余 4.7 0.7 5天 20 0.3 1999-01-29 44.670 115.750 5.2 孤立 2.2 2.4 6天 10 1 2003-08-16 43.920 119.870 5.9 主余 4.7 1.5 2个月 80 5 2004-03-24 45.380 118.250 5.9 孤立 3.8 2.6 2个月 50 3 2008-06-10 49.000 123.000 5.3 主余 3.8 1.6 20天 23 3.5 2013-04-22 42.900 122.350 5.3 主余 4.2 1.3 18天 25 4.4 2013-06-20 49.750 125.200 5.0 孤立 2.8 2.6 5.小时 25 6 2015-04-15 39.760 106.370 5.8 主余 4.9 1.2 5分钟 40 3 2017-06-03 37.990 103.560 5.0 主余 3.1 2.3 40分钟 30 3 表2. 地震序列参数
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user: 4. 序列特征分析 4.1. 序列类型 22次独立的5及以上地震中，孤立型7次，占比32%，主余型15次，占比68%，表明内蒙古地区中强地震序列以主余型为主。从空间分布上看，孤立型地震主要分布在阿拉善地区、锡林郭勒地区，而鄂尔多斯地块北缘、赤峰至通辽地区和呼伦贝尔地区以主余型为主(图2)。从构造特征来看，孤立型地震多发生在块体内部，而块体交界、断裂构造丰富的区域以主余型为主。鄂尔多斯北缘的河套地震带多发生主震型地震同序列的类型，其成因取决于大破裂过程中遇到的障碍体的物理性质。当障碍体体积较小且强度较弱时，主破裂可以充分完成，地震序列呈主余型也和单一的作用力模式有关；大兴安岭地区多发生中等地震，常以成组形式，孤立型地震比例略高。阿拉善地区是孤立型或衰减较快的主震型地震多发区，其原因是这个地区构造形式复杂，浅表地体切割严重，易形成多应力集中点 [ 12 ]。 图2. 地震序列类型分布图 4.2. 序列参数和主震震级的关系 对最大余震的震级、序列持续时间和余震区空间规模的预测都是震后趋势主要工作，这些工作可以为强余震的时–空–强三要素预测提供信息。对于余震序列参数，已有较详细的研究 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，这些研究表明，最大余震的震级、序列持续时间和余震区直径均与主震的震级正相关，通过线性拟合可以获得序列参数和主震震级的经验关系，不同地区的经验关系有差异。本文对内蒙古地区的最大余震震级、余震区直径和序列持续时间三项参数和主震震级的线性关系进行拟合，结果显示最大余震和主震震级呈显著正相关关系，符合已有研究的认识，并且获得了主震和序列参数的经验关系(图3)。 图3. 主震震级和序列参数的相关关系 主震震级和最大余震的经验关系为： Ma = 1.19M + 2.49 (1) 其中M表示主震震级、Ma表示最大余震震级。 余震区直径和主震震级的关系为： D = 41.51M − 180.21(2) 其中D表示余震区半径。 序列持续时间和主震震级的关系为： T = 7.86M − 36.82 (3) 其中T表示序列持续时间。 4.3. 序列参数频次分布特征 主震震级–最大余震震级差和主震震级没有明显的相关关系，我们对震级差的频次分布进行分析，结果显示主震和余震的震级差近似真态分布，峰值在1.7左右(图4(a))。 主震和最大余震的时间间隔和主震震级也没有明显相关关系，我们分析了时间间隔的频次分布。结果显示的随着时间衰减，主要集中在两个月以内。对不同时间段的次数进行统计，结果显示。24%的最大余震在一小时内发生，53%在1天内发生，67%在10天内发生，95%在两个月内发生，超过两个月的仅有一次，为1976年和林格尔6.2地震的最大余震，和主震时间间隔10个月(图4(b)、图5)。从震后去世判定角度，应关注震后短期内的强余震危险性。 图4. 最大余震参数的频次分布特征 图5. 主震和最大余震时间间隔统计
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user: 5. 结论 从中国地震台网地震目录中，依据余震在时间和空间上的相关性，确定余震序列的归属，从地震目录总提取整理22次独立的5级以上地震的余震序。整理了最大余震、最大余震和主震的时间间隔，余震区域直径和序列持续时间等序列参数。 根据序列主震和最大余震之间的震级差将序列划分为孤立型、主余型及多震型三类，22次独立的5及以上地震中，孤立型7次，占比32%，主余型15次，占比68%，孤立型地震多发生在块体内部，而块体交界、断裂构造丰富的区域以主余型为主。 最大余震均发生在1年以内，最长10个月，主震和最大余震的时间间隔的随着时间快速衰减，95%在两个月以内，应关注震后短期内的强余震危险性。最大余震和主震的震级差的频次近似正态分布，峰值为1.7。 对最大余震震级，序列持续时间和余震区直径三项参数和主震震级的线性关系拟合，三项参数和主震震级呈现正相关关系。 内蒙古地区地震序列的已有研究成果主要关注单次破坏性地震序列的时空分布特征和发震构造的研究，对地震序列强余震的时空强要素的统计特征研究较少。本文得出了强余震时–空–强预测的量化依据，可以在内蒙古地区中强地震后，对强余震的震级、时间和位置初步预测。本文结果可以作为内蒙古地区中强地震早期震后趋势判定的依据。
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user: 摘要 类岩堆体既不属于岩体，也不属于土体，且不同的类岩堆体围岩在机械开挖或爆破开挖扰动下的力学响应不同。本文针对典型的非连续介质—砂性类岩堆体，通过离散元数值试验研究了颗粒形状变异对其宏观力学性能及变形特征的影响规律。结果表明：颗粒形状越扁，砂性类岩堆体的整体抗压缩能力越弱，在相同的围压下会被压缩得更密，整体强度也有一定程度的提高；颗粒凹凸性越大，砂性类岩堆体的整体抗压缩能力越强，在相同的围压下更难被压密，凹凸性指数对整体强度几乎没有影响。
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user: 1. 引言 类岩堆体一般指岩土混合体，组成物质复杂，粒径跨度大，呈碎裂、松散状，节理、裂隙极其发育，自稳能力差，且容易受到地下水的影响，在我国红土高原的云南地区分布极为广泛，属于特殊软弱围岩体。类岩堆体既不属于岩体，也不属于土体，且不同的类岩堆体围岩在机械开挖或爆破开挖扰动下的力学响应不同。基于类岩堆体的特征，通常可将其划分为类土型岩堆体、类岩型岩堆体和土石混合岩堆体。其中类土型岩堆体，尤其是砂土型类岩堆体是一种典型的非连续介质，其宏观力学性能及变形特征与颗粒形状密切相关，迫切需要进一步研究。 不论是宏观还是细观层面，颗粒形状对岩土体的力学性能有着重要影响，为此，许多学者研究了如何较为简单客观地得到真实颗粒的形状参数，在将颗粒形状参数量化之后，国内外的学者围绕此点使用现场原位试验、室内模型试验以及数值实验等进行了诸多研究 [ 1 ] - [ 8 ]。 Xiao等 [ 1 ] 通过对塔城的堆石料开展了一系列大型三轴压缩试验，测定堆石料剪切过程中颗粒破碎量计算得到相对破损指数，研究其对摩擦角、模量和变形的影响。结果显示颗粒的分形维数与孔隙率和围压的对数呈线性关系。马丽琴 [ 2 ] 研究了碎石颗粒大小及形态特征对混合料强度的影响，选用不同的圆度、扁平率等形状指标进行CBR试验，结果发现集料的CBR值随碎石的扁平率增大而减小，随碎石圆度的增大而增大。赵书辉等 [ 3 ] 扫描了三种不同形状的粗砂进行室内直剪试验，探究颗粒形状对粗砂抗剪强度的影响。结果表明四种颗粒形状参数敏感性由大到小依次为：长宽比 > 扁平度 > 磨圆度 > 球度，粗砂颗粒形状愈规则，峰值内摩擦角就越小，剪切后期颗粒间滑动摩擦就愈小。Guo等 [ 4 ] 使用三维离散单元法(DEM)对各向异性颗粒材料进行了排水/不排水剪切试验，研究其细观力学特性，结果显示试件的各向异性在整体抗剪强度中占据主导地位。Luo [ 5 ] [ 6 ] 选取福建土、玻璃珠以及碎玻璃珠三种不同形状的颗粒材料，将其按不同比例混合，微观尺度上使用激光扫描技术得到颗粒的细长比、圆度和凸度，将此三个形状参数取平均作为颗粒的新形状指数，进行了宏观和微观试验，证明了颗粒形状会影响整体力学响应、应力空间和体积应变。Yang [ 9 ] 随后做了进一步的室内试验来研究颗粒级配的影响，结果发现在给定相似条件下，临界状态摩擦角与级配无关，而在给定级配下，临界状态摩擦角与颗粒形状有很大关系，其他研究还发现，相同孔隙比和围压条件下，级配良好的土比均匀级配土更容易液化。Tsomokos [ 10 ] 研究了颗粒形状和棱角性指数对砂土不排水剪切特性的影响，使用四种不同形状相同级配的均匀砂进行不排水剪切试验，结果发现圆形颗粒在达到峰值偏应力后剪应力变小，而棱角状颗粒表现出稳定的响应，在达到瞬时峰值后强度持续增加。Keramatikerman等 [ 11 ] 使用静三轴压缩试验研究了颗粒形状的影响，用圆度(R)、球度(S)和规则度(ρ)描述三种不同形状的砂颗粒，结果表明碎砂和混合砂表现出了剪胀性，而天然砂表现出应变软化收缩行为。Igwe等 [ 12 ] 制备了三种不同级配的硅砂样品，使用环形剪切仪研究了粒径分布对硅砂力学性能的影响，结果表明相同应力条件下，级配良好的试件比其他试件具有更高的峰值和稳态强度，均匀系数越高，抗剪强度越高，级配不良的砂土不仅在破坏后容易强度降低，其稳态强度也很容易降到零。 综上，国内外研究成果虽然考虑了颗粒形状，但在改变颗粒形状的室内模型试验中只得到了定性的结论，缺乏定量结果和细观力学结构的分析；且在数值模拟中采用的形状参数单一，较难反映颗粒的复杂形状特征。本论文基于室内单元体试验，考虑细长比AR和凸度C两个形状参数对砂土强度和变形特性的影响，开展数值试验，通过建立宏观应力应变参数与微观力学指标的关系，明确颗粒形状对砂性岩堆体物理力学性质的影响机制。
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user: 3. 结果分析及讨论 3.1. 应力–应变曲线与试验应力–应变曲线对比 数值模拟应力–应变曲线与试验应力–应变曲线对比如图9和图10所示。在刚进入剪切阶段时，数 图8. PFC2D生成模型示意图 Table 2 Non-calibratable parameter 参数 数值 颗粒密度(kg/m 3 ) 2640 初始孔隙度 0.2 固结围压(kPa) 500 压缩速率(m/s) 0.1 颗粒粒径(μm) 380~468 (20%) 468~521 (20%) 521~568 (20%) 568~623 (20%) 623~749 (20%) 表2. 不可调标定参数表 Table 3 Calibratable parameter 参数 数值 颗粒法向刚度(Pa) 2e9 颗粒切向刚度(Pa) 1.333e9 颗粒摩擦系数 0.5 颗粒转动摩擦系数 0.5 颗粒阻尼 0.5 墙体法向刚度(Pa) 1e12 墙体摩擦系数 0 表3. 可调标定参数表 图9. 标定偏应力–轴应变曲线图 图10. 标定体积应变–轴应变曲线图 值模拟模型的弹性模量比室内试验模型的弹性模量小一些，但是当轴应变达到约8%后，数值模拟模型的偏应力应变曲线很快趋于平缓，进入了屈服阶段，数值模型的峰值强度与室内试验的峰值强度相差无几，但是曲线有着一定程度的上下波动，原因是数值模型内部在剪切过程中会不断出现局部结构的调整，每次调整都会导致偏应力–应变曲线波动。 体积应变–轴应变曲线中的体积应变是压缩应变，由于围压500 kPa较大，数值试验和室内试验都表现出了一定的剪缩性，在剪切阶段初期，数值试验的剪缩性比室内试验更显著，而当到达轴应变约8%后体积应变曲线很快趋于平缓，此状态对应了偏应力应变曲线中的屈服点。之后室内试验和数值试验的体积应变都趋近于2%，相差不大。 综上所述，标定模拟结果与室内试验结果二者十分接近，因此标定参数可作为后续细观力学性能数值试验的参数。 进一步在200 kPa至1500 kPa范围内改变围压时，通过数值试验做出类土岩堆体砂性地层的破坏包络线如图11所示。 图11. 标定试验的破坏包络线图 砂土颗粒的粘聚力很小，所以主要关心其内摩擦角，在破坏线包络图中体现这一性质的是拟合直线的斜率。在室内试验中，Luo [ 5 ] 给出的福建土破坏包络线斜率为1.21，数值模型的破坏包络线斜率为1.239，误差在2%以内，已十分接近。 根据破坏线的斜率可以算出福建砂的内摩擦角，用下式进行计算： sin φ c s = 3 M 6 + M (8) 式中，M为破坏包络线的斜率， φ c s 为砂土的内摩擦角。 根据室内试验的结果算出内摩擦角为30.23˚，根据数值试验的结果算出内摩擦角为30.90˚，误差为2.2%，可见数值模拟计算出的内摩擦角和室内试验得到的内摩擦角十分接近。 经过软件导出的颗粒数据并计算后，该模型在施加上围压稳定后，剪切开始前模型盒的孔隙率为0.228。为了保证之后形状变异的砂土与数值试验中的砂土在压缩前有着除了形状因素外所有因素都相同的初始条件，可调整形状变异的砂土模型在固结阶段的摩擦系数，使所有不同形状的砂土模型在进入压缩阶段前，有着相同的孔隙比0.228，孔隙比误差控制在0.4%内。数值模型的摩擦系数将在进入剪切阶段前调回标定值。 3.2. 颗粒形状参数敏感性分析 3.2.1. 颗粒细长比影响 为了研究颗粒细长比AR对力学特性的影响，采用控制变量法，固定颗粒凹凸性C为定值，然后更改AR参数，生成试样进行剪切模拟，获得的偏应力–轴应变曲线图和体积应变–轴应变曲线如图12~图15所示。 在偏应力轴应变曲线中可以看出，改变AR后的曲线初始阶段几乎是重合的，说明AR参数不影响模型在剪切开始时的弹性模量。不同AR下曲线进入屈服阶段的时刻几乎没有改变，都在5%~10%之间，说明AR参数不影响模型的屈服点。综合图12~15，可以从中看出：C不变时，AR参数越小，试样的强度越高和压缩变形越大，且AR对体积变形的影响较对强度的影响更为明显；C在0.95~0.996范围内变化时都呈现相同的趋势。改变AR参数对体积应变曲线的影响在AR参数较接近1时，不太明显；当AR参数远离1时，影响程度越来越大。 由此可见，当颗粒凹凸性不变时，细长比越小，整体模型的变形能力越强，强度略有提高，弹性模量几乎没有影响。随着颗粒凹凸程度的增加，即C值减小时，细长比的影响也更为明显。 3.2.2. 颗粒凹凸性影响 固定颗粒细长比AR保持不变，可以获得如下偏应力–轴应变曲线图和体积应变曲线图。此外，根据试验的偏应力应变曲线和式(6)可算出不同形状颗粒组成的模型的内摩擦角，如表4所示。 图12. C = 0.996时(a) 偏应力–轴向应变曲线图；(b) 体积应变–轴向应变曲线图 图13. C = 0.99时(a) 偏应力–轴向应变曲线图；(b) 体积应变–轴向应变曲线图 图14. C = 0.97时(a) 偏应力–轴向应变曲线图；(b) 体积应变–轴向应变曲线图 图15. C = 0.95时(a) 偏应力–轴向应变曲线图；(b) 体积应变–轴向应变曲线图 在偏应力轴应变曲线图中可以看出，改变C后曲线的初始阶段不再重合，C值越小，其斜率越大，说明凹凸程度会影响模型的整体弹性模量，凹凸程度越大，C值越小，弹性模量越大。不同C下曲线进入屈服阶段的时刻几乎没有改变，都在5%~10%之间，说明C参数不影响模型的屈服点。由图12~15可以看出：AR不变时，C参数越小，抵抗变形能力越强，而强度几乎没有改变，且当C越接近1时，其抵抗变形能力的变化也越小，这一规律在AR = 0.7~1.0范围内都成立。 因此，当颗粒细长比不变时，凹凸性指数C越大，整体模型的变形能力越强，凹凸性不影响模型的整体强度(图16)。 图16. (A) AR = 0.7时(A-1) 偏应力–轴向应变曲线图；(A-2) 体积应变–轴向应变曲线图；(B) AR = 0.85时(B-1) 偏应力–轴向应变曲线图；(B-2) 体积应变–轴向应变曲线图；(C) AR = 1.0时(C-1) 偏应力–轴向应变曲线图；(C-2) 体积应变–轴向应变曲线图 Table 4 Internal friction of samples with different grain shap 试验组 AR2C1 AR2C2 AR2C3 AR4C1 AR4C2 AR4C3 AR6C1 AR6C2 AR6C3 内摩擦角(˚) 34.155 33.819 34.148 33.265 32.943 32.790 32.809 32.645 32.426 表4. 不同形状颗粒试样的内摩擦角
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user: 4. 结论 本文采用颗粒流软件针对类土岩堆体砂性地层颗粒形状变异对宏观力学性能及变形特征的影响进行了数值仿真试验，提出选取细长比AR和凹凸性C作为量化的颗粒形状参数，并建立了四颗粒模型，并与已有的试验结果进行了对比分析。然后通过改变颗粒的形状，对不同形状参数的颗粒在其他参数完全相同的情况下进行压缩试验，使用控制变量法，研究了两个形状参数对试验宏观力学性能的影响，获得结论如下： (1) 在控制颗粒细长比AR介于0.6~1.0范围以及凹凸性C介于0.95~1.0范围内时，两者对压缩试验的体积应变–轴应变曲线都有较为显著的影响，其中AR还会对偏应力–轴应变曲线有不同程度的影响。 (2) 在不同的颗粒凹凸性C保持不变的情况下，试样的压缩变形随着AR的减小而增大，且C越小，此影响越显著，即颗粒的形状越扁，试样整体抵抗压缩能力越弱，在压力的作用下能够被压得更密，且整体强度也有一定程度的提高。 (3) 在颗粒细长比AR保持不变的情况下，减小凹凸性C会降低体积应变曲线，且C越小，此影响越显著，即颗粒的凹陷程度越大，试样整体抵抗压缩能力越强，在压力的作用下很难被压密，但凹凸性对整体强度几乎没有影响。
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user: 摘要 当前培养创新型人才已成为高校重要任务之一，艺术教育在培养大学生创新能力中起着举足轻重的作用。通过研究艺术教育与大学生创新能力培养的之间的关联性，提出了“四环进阶式”大学生创新能力提升路径的总体框架；进一步建立了“创新意识萌生、创新思维培养、创新实践开展、创新能力形成”四环进阶式大学生创新能力提升路径的具体内容；最后将“四环进阶式”大学生创新能力提升路径在人才培养实践中进行了应用。研究结果表明，运用艺术教育的育人功能能够更加系统和有效地培养大学生的创新能力，所建立的“四环进阶式”大学生创新能力提升路径是可行的。该研究将为在艺术教育视域下提升大学生创新能力的教育教学模式提供借鉴和参考。
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user: 1. 引言 当前，我国正朝着跨入“创新型国家”行列而努力，培养创新型人才自然已成为高校的重要任务之一 [ 1 ]。其中，大学生创新能力的养成是创新型人才培养的重点内容。近年来，随着高等教育的蓬勃发展，素质教育理念深入人心，普通高校艺术教育也获得了良好的发展机遇，受到了前所未有的重视。艺术教育作为素质教育的重要组成部分，对于大学生的全面发展，尤其是创新能力的培养，起着其他教育所不可替代的重要作用。运用艺术教育的育人功能提升大学生创新能力，具有深远的理论意义和现实意义 [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ]。 我国高校对大学生创新能力的培养尚处于初步探索阶段。目前，大学生尤其是理工科类的学生在创新意识、创新思维和创新能力等方面的训练是较为缺乏的，缺乏系统的理论指导，导致很多学生想象力匮乏、思维标准化，并成为制约学生创新能力发展的障碍 [ 5 ] [ 6 ]。在此背景下，研究艺术教育视域下大学生创新能力培养与提升路径，以艺术教育先进的理念作为大学生创新能力培养的理论指导，能够为现阶段高校开展创新教育，提升大学生创新能力提供切实有效的路径指导和具体可操作性的实施方案，真正促进大学生创新创业能力的提升和高校的长远发展。 鉴于此，本文从艺术教育这一新的视域下探索大学生创新能力培养和提升路径，提出新的培养方法和路径，以期为地方院校在创新型人才培养方面提供借鉴和参考。