DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 实证分析 4.1. 指标选取与指标体系的建立 我国国内旅游消费因素采用四元回归分析模型，多元线性回归的方差为 E ( Y ) = b 0 + b 1 x 1 + b 2 x 2 + b 3 x 3 根据前文Y为国内旅游收入(income)，从相关因素中相应的选取了旅游人数(X 1 )、城镇居民可支配收入(X 2 )、农村居民可支配收入(X 3 )、作为此次研究的指标，且其中b 0 、b 1 、b 2 、b 3 为待定系数。本文数据来源于《中华人民共和国统计年鉴》和《中国旅游统计年鉴》，见表1。本研究统计了2007~2019年中国国内旅游相关统计数据及其相关统计变量的情况。 Table 1 Statistics of domestic tourism in China from 2007 to 201 年份 国内旅游收入(亿元) 城镇居民人均可支配收入(元) 农村居民人均可支配收入(元) 国内旅游人数(亿人次) 2007 249，530.6 13，786 4327 16.1 2008 300，670 15，781 4999 17.1 2009 340，507 17，175 5435 19 2010 397，980 19，109 6272 21 2011 471，564 21，810 7294 26.4 2012 519，322 24，565 8389 29.6 2013 568，845 26，955 9430 36.11 2014 636，463 28，844 10，489 40 2015 689，053 31，195 11，422 41 2016 743，586 33，616 12，363 44.44 2017 832，036 36，396 13，432 50.01 2018 9，192，816 39，251 14，617 55.39 2019 9，908，656 42，359 16，021 60.06 表1. 2007~2019年中国国内旅游相关统计数据 4.2. 软件实现结果分析 4.2.1. 统计分析结果和讨论 在表模型汇总表2中，R表示拟合优度，它是用来衡量估计模型对观测值的拟合程度。其大小越接近1说明其拟合程度越高，且调整后的R平方比调整前的R平方更准确些。图中调整后R方为0.999，表示自变量一共可以解释因变量的99.9%的变化，说明估计模型对观测值的拟合程度非常高。在模型摘要中Durbin-Watson输出值为1.834，该统计值的取值范围一般为0~4之间，如果残差相互独立，则该值接近于2 [ 6 ]，本文中其值为1.834接近于2，表面残差之间没有明显相关性，即残差独立。 Table 2 Descriptive statistic 模型 R R 平方 调整后R平方 标准偏斜度错误 Durbin-Watson 1 0.999 a 0.999 0.997 8623.1247 1.834 表2. 描述性统计 a. 预测值：(常数)，国内旅游人数(亿人次)，城镇居民人均可支配收入(元)，农村居民人均可支配收入(元)；b. 应变数：国内旅游收入(亿元)。 Table 3 Analysis of varianc 模型 平方和 df 平均值平方 F 显著性 1 回归 256880005233.044 4 64220001308.261 863.656 0.000 b 残差 371791394.976 5 74358278.995 总计 257251796628.020 9 表3. 方差分析表 表3表示该模型的方差分析结果，从表3中可以看出，模型F为863.656，概率p值为0.000，在显著水平为0.05的情形下，可以拒绝原假设，即拒绝不存在一个自变量对因变量没有显著影响，至少存在国内生产总值、旅游人数、居民平均收入中的一个因素对国内旅游收入有显著影响。 Table 4 Regression coefficient tabl 系数 标准误 T值 常数项 −63.1513 39.9897 −1.58 lnurgdi 35.1168* 16.1986 2.17 lncsgdi −32.6556* 16.7953 −1.94 lnpeo 4.9490** 1.3485 3.67 表4. 回归系数表 在表4回归系数表中，将X 1 、X 2 、X 3 取对数后，都通过T检验。由此可以的得出影响国内旅游的多元线性回归模型可以表示为 Y = − 63.1513 + 35.1168 X 1 − 32.6556 X 2 + 4.9490 X 3
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user: 5. 结论与建议 根据多元线性回归分析可知，变量X 1 城镇人均居民收入对国内旅游收入影响较大，变量X 2 农村居民人均收入与变量X 3 旅游人数相比之下对国内旅游人数影响较小。随着国内经济的持续发展，人均收入水平提高等因素的影响，可知国内旅游收入将会有持续增加的趋势 [ 7 ]。鉴于以上分析和相应发展事实，为促进国内旅游业的进一步发展提供一些相关的建议： 第一，从本文分析中可知城镇居民收入对国内旅游收入有显著影响，应加强对城镇居民旅游的宣传力度，适当开发离其居民距离较近的景点 [ 8 ]。虽然农村居民人均收入水平相比之下对旅游收入影响较小，但应缩小国内收入分配差异，如大力发展农家乐，促进郊区短途旅行等等，加强农村居民对旅游经济的带动作用 [ 5 ]。 第二，要不断促进经济总量的提高，加强城乡统筹兼顾性的发展，提高人均可支配收入水平，人民富起来才会从物质层面的追求上升到精神层面上的追求，及加大对旅游消费的投入。政府也应鼓励农村、城乡结合式的旅游业的发展，并对此类发展给予更多政策性的支持与帮助 [ 9 ]。 第三，促进不同产业的之间共同发展，一直以来旅游业的相关发展都不是独立的，可以以工业的发展带动农业的发展 [ 10 ]。由以上回归分析也可知农村旅游还存在很大的空白区，农村市场还有很大的开发潜力，所以发展农业，必然会极大地推动旅游业的发展，增加国内旅游的收入。
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user: 摘要 独立学院作为我国高等教育的重要补充，其经济困难学生问题日益突出，并产生了各种矛盾和社会问题。在这一背景下，对独立院校经济困难学生心理特征的个异性研究不仅可以帮助辅导员准确把握经济困难学生特点，有针对性地开展经济困难学生帮扶工作，实现精准扶贫的目的，同时有助于辅导员开展思政工作，深入关注家庭经济困难学生，促进学生的健康成长和学院的稳定发展。
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user: 1. 引言 为满足社会对人才的需求，我国在2008年颁布了教育部令第26号《独立学院设置与管理办法》，独立学院应运而生。近年来，随着高等教育的普及，独立学院作为普通高等教育的一种有效补充方式进入了一个新的发展阶段，在校生规模越来越大。同时，独立学院的生源状况也在逐年发生变化，很多分数过了“三本线”的家庭经济困难又不想放弃进入本科院校就读机会的学生选择进入了独立学院。因此，独立学院经济困难学生群体开始形成。青年人是国家的希望所在、民运所系。独立学院作为教书育人的高校，它的目标是培养德智体美全面发展的大学生，为“中国梦”的实现培养合格建设者。相对于其他大学生群体来说，经济困难学生属于一类情况较为特殊的群体，这个群体发展的好与不好、心理健康状况如何、人格发展是否健全是独立学院工作的重要部分，也是为社会输送优秀人才的职责所在。因此，了解和掌握独立学院经济困难学生心理特征的个异性有助于辅导员掌握该类学生的特点，有针对性的开展经济困难学生帮扶工作，实现精准扶贫的目的，同时有助于辅导员开展思政工作，帮助其健全心理和人格，实现其身心健康的和谐发展 [ 1 ]。 本文针对家庭经济困难学生心理特征的个异性，探索适合独立学院开展思想政治教育工作的对策 [ 2 ]，对帮助学生健康成长和高校的稳定发展具有现实意义 [ 3 ]。
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user: 2. 独立学院经济困难学生心理特征个异性 独立学院经济困难学生的心理特征受独立学院特点的影响较大。众所周知，独立学院相比一本、二本批次高校最大的特点是没有国家财政拨款资助，各种经费来源都是依靠学费收入，同时它又基本承袭了原母体院校经济困难学生资助工作的基本模式和部分内容。所以，独立学院经济困难学生在几乎相同的模式下，承受着比普通本科经济困难学生更大的学费压力，这必将导致他们在学习、生活、思想、心理、社交等各个方面遇到的问题与挫折更多、更复杂，进而形成了自身鲜明的性格特征和心理特点。与普通学生相比，经济困难学生身上有许多优秀的品质如顽强坚毅、积极进取、乐观向上等，一方面，他们求学意识强烈，自卑自傲并存；人际关系敏感，自尊自我明显。很多经济困难学生为巨额的学费、生活费而担忧，不得不把时间精力放在兼职、打零工上，这样可能导致在学习上、人际交往上“顾此失彼”，导致学习基础薄弱成绩较差，很难完成正常的课业，承受着更大的学业压力 [ 4 ]，同时与班级同学缺乏交流，缺少朋辈的感情支持，多数经济困难学生存在孤独与自卑心理。还有些家庭经济困难学生把学习当成是报答父母、未来摆脱贫困的唯一出路，这从一定层面上增加了这部分学生的紧张、焦虑等心理问题，甚至会产生厌学情绪，不利于他们成长成才。另一方面他们的行为方式分为同经济困难相伴而生和同心理贫困相伴而生，如他们会调节修正自己的行为方式以顺应现实，会把有限的钱用在参加技能培训和购买书籍上，对于必要的消费会非常慷慨。在就业择业时会特别悲观，在情感的表达上会抑制自己的情感而不敢表露等。
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user: 3. 独立学院经济困难学生心理特征个异性带来的思想政治教育工作难点 以嘉兴学院南湖学院为例，目前，除了有一系列的资助制度外，在思想政治教育工作方面，学院也把经济困难学生加入了“五类”重点关注名单(心困生、学困生、少数民族学生、有宗教信仰学生、家庭经济困难学生)，要求在开展工作时要重点把握他们的思想状态。但由于工作体量大、事务性工作繁杂导致在开展经济困难学生的思想政治教育上，工作无法做到细致全面，无法照顾到每一位家庭经济困难学生或者是工作流于形式，忽视对经济困难学生自尊、自强精神的培养，无法实现思政教育的目的。其次，辅导员往往按照既定的模式或制度开展资助和思想政治教育工作 [ 5 ]，在工作中采取“一刀切”的工作方式，忽视经济困难学生的个性特征、能力、心理需求、学习成绩等个体差异，导致学生的思想困惑问题得不到有效解决 [ 5 ]，让学生产生厌烦情绪，对辅导员、学校不信任。再次，部分家庭经济困难学生心理敏感，加上其极强的自尊心，导致这部分学生无法接受别人的帮助，或者在接受帮助后不知道怎样表达情况，使得辅导员在开展这部分学生的思想政治教育工作时会有很强的挫败感。
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user: 4. 独立学院经济困难学生思想政治教育对策 针对独立院校经济困难学生心理特征的个异性，应从以下几个方面开展思想政治教育工作。 1) 精准把握学生的心理状态 在新生入学时，很多学校都会进行心理健康测试，给学生建立心理档案，对心理异常学生会进行后续的跟进 [ 4 ]，实时掌握研判他们的心理状态。但是，对于家庭经济困难学生的心理状况却很少有这方面的追踪。同时，因为资助工作的繁琐性，辅导员不可能与每位家庭经济困难学生深入接触，实时掌握他们的心理状态。因此，独立学院应发挥班主任、学生党员、班干部等多级力量，发挥党团组织的积极性和模范带头作用，收集掌握他们的相关信息，从而可以对他们有全面深入的了解，推进对该群体的动态管理。同时，心理健康教育中心也应加强对该群体的关注，了解他们的近况，对他们的心理健康状况进行研判，分析可能存在的问题，掌握他们的心理需求，进而采取有效的教育措施。 2) 丰富校园文化，加强氛围引导 以南湖学院为例，学院开展丰富多彩的校园文化活动，营造了良好的校园文化氛围，让学生在一个平等、充满爱心和相互尊重的环境中生活，对引导家庭经济困难学生走出自我封闭的状态起到至关重要的环境。另外，在班团活动方面，学院每个月都会开展班级主题团日活动的评比活动，要求每位同学积极参与，这些活动也是这部分群体在班团活动中收获愉悦的情绪和成功的体验，从而提升他们的自我效能感。比如近日习主席号召我们厉行节约、反对浪费，倡导光盘行动学校响应号召，组织开展一系列相关活动，这样的氛围有助于家庭经济困难学生在与同学的交往中减轻心理压力，从而积极乐观的生活。 3) 加强感恩教育、诚信教育 有那么一类特殊的经济困难学生，他们表面上看起来很富有，他们出手阔绰，动辄名牌，其实只求满足自己的虚荣心，以实现同学之间的“所谓平等”，而实际贫困的家庭拿不出钱的时候，他们开始另辟蹊径：以不当手段谋取助学金，从网上平台贷款等，这将引出其他的更严重的问题。对于这一类经济困难学生，独立学院应加强在感恩、诚信方面的教育，既让学生体会到每一笔钱的来之不易和取之有道，体会到学校、老师、同学对自己的关心与付出，教育全体同学要以一颗感恩的心来对待周围的人与事，同时要教育全体学生也系诚信意识，不去攀比，教育学生要富有社会责任感，等自己有能力及时回馈社会，帮助更多需要帮助的人。
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user: 5. 结论 综上所述，对独立院校经济困难学生心理特征的个异性研究不仅可以帮助辅导员准确把握经济困难学生特点，有针对性地开展经济困难学生帮扶工作，实现精准扶贫的目的，同时有助于辅导员开展思政工作，深入关注家庭经济困难学生，促进学生的健康成长和学院的稳定发展。
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user: 摘要 目的：探讨初中流动青少年家庭教养方式与同伴接纳的关系，以及社会行为的中介作用。方法：采用家庭教养方式评价量表、班级戏剧问卷、同伴提名问卷对352名初中流动青少年进行问卷调查。结果：家庭教养方式、社会行为与同伴接纳在性别上存在显著差异；父母亲情感温暖可以正向预测亲社会行为(β = 0.09， 95% CI = [0.03， 0.14]; β = 0.07， 95% CI = [0.02， 0.13])，并通过亲社会行为的中介作用间接影响同伴接纳；父母亲拒绝与母亲过度保护可以正向预测退缩行为(β = 0.16， 95% CI = [0.07， 0.26]; β = −0.14， 95% CI = [0.05， 0.24]; β = 0.16， 95% CI = [0.04， 0.29])，负向预测同伴接纳(β = −0.04， 95% CI = [−0.07， −0.02]; β = −0.04， 95% CI = [−0.07， −0.02]; β = −0.04， 95% CI = [−0.07， −0.01])，并通过退缩行为的中介作用间接影响同伴接纳(β = −0.04， 95% CI = [−0.07， −0.01])。结论：初中流动青少年在积极的家庭教养方式下通过亲社会行为获得更多的同伴接纳，消极的家庭教养方式造成退缩行为对同伴接纳产生负面影响。
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user: 1. 引言 农村劳动力迁移日渐呈现“家庭化”趋势，处于青春期阶段的城市流动青少年的数量大幅度增长，广东流动青少年规模远远高于其他省份(段成荣，吕利丹，王宗萍等，2013)。流动青少年社会融合的状况是社会和学术界不容忽视的问题。调查发现流动青少年心理健康总体水平不佳(中国青少年研究中心课题组，2008)，虐待能显著影响流动青少年的越轨行为(高云娇，史丰源，高慧敏等，2017)。 生态系统理论(ecological system theory)是倡导研究儿童和青少年发展的生态化新视角，运用于教育、心理治疗、咨询、康复或健康看护的情境中。生态系统理论扩展了心理学研究的环境概念，家庭、学校及社会环境是影响青少年的身心发展的重要因素，青少年在发展过程中出现的心理健康问题可以通过青少年自我与家庭环境、学校环境及人际环境的互动进行心理评估和干预(Wozniak & Fischer， 1993; 刘杰，孟会敏，2009)。 父母亲是青少年最重要的社会支持，常常潜移默化地把自己的价值观与社会规范传教给子女，是引导青少年社会化发展的重要因素，导致青少年在社会交往中所表现出亲社会、退缩、攻击、社交活跃与被欺负等社会行为特点，影响成年后的人际交往关系模式(李丹，2008)。研究发现初中流动青少年疏离感可以降低亲社会行为的发生，通过父母参与提高亲子亲和社会支持可以促进亲社会行为(邱剑，安芹，2012；邝娅，谭千保，2019)。同伴关系是青少年时期重要的人际关系，不同的社会化行为会影响同伴关系的状态，进而影响个体的社会化行为模式。研究发现儿童青少年的社会行为对同伴接纳产生重要的影响。青少年依据自己在成长过程中的经验，形成与同伴交往的态度，影响社会适应能力的发展与健全人格的发展(陈欣银，李伯黍，李正云，1995)。对于流动青少年来说，同伴关系是影响其环境适应的尤为重要而敏感的因素(胡冰，张春妹，韩晓，2013)，良好的同伴接纳可以降低流动青少年的外化问题行为(张春妹，丁一鸣，陈雪，周长新，2020)。 现有的有关城市流动青少年的研究对于这一群体的心理问题已有所关注，缺乏从生态系统角度对家庭教养方式、社会行为与同伴接纳关系的探讨。本研究以初中阶段的流动青少年为研究对象，探讨家庭教养方式与同伴接纳的关系，以及社会行为在其中所发挥的中介作用，为系统开展社会化教育及干预提供依据。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 研究对象 在我国华南某一线城市随机选取三所招收流动青少年的民办学校，在初一到初三年级各随机选取一个班级进行整群测验，收回有效问卷352份，被试的平均年龄为14.67 ± 0.66岁，其中男生192人，女生160人，独生子女95人，非独生子女257人。 2.2. 研究工具 1) 简式父母教养方式问卷中文版(the Short-form Egna Minnen av Barndoms Uppfostran for Chinese， s-EMBU-C) (蒋奖，鲁峥嵘，蒋苾菁等，2010)分为拒绝、情感温暖与过度保护三个因子，共计21个项目，四点记分，对父母亲分别计分。在本研究中，该量表各因子的内部一致性系数平均为0.83。 2) 班级戏剧问卷(Class Play Questionnaire) (韦志钢，陈欣银，1992)分为亲社会行为、退缩行为、攻击行为3个因子，共计18个项目，要求被试针对每一个项目，在同班同学中选出“最符合”的人选，汇总计算三个因子上所有项目得分的均值(李庆功，吴素芳，傅根跃，2015)。在本研究中，三个维度的内部一致性系数分别为0.84、0.86和0.83。 3) 同伴提名问卷(Companions Nomination Questionnaire) (陈欣银，李正云，李伯黍，1994)采用同伴提名的方法，报告班级里自己“最喜欢”和“最不喜欢”的3位同学，汇总班级每个被试“最喜欢”和“最不喜欢”的被提名数，把“最喜欢”的被提名数减去“最不喜欢”的被提名数(李庆功，吴素芳，傅根跃，2015)。 2.3. 数据分析 采用SPSS22.0.0对各变量进行描述性统计分析和差异性检验，并分析各变量间的相关关系，采用Hayes编写的PROCESS宏(模型4)对社会行为各维度在父母教养方式各维度与同伴接纳关系中的中介效应进行检验，PROCESS宏利用偏差校正的bootstrap方法，如果置信区间中不含有0，则表明预测效应显著，反之，如果置信区间中含有0，则表明预测效应不显著(Preacher & Hayes， 2008)。
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user: 4. 讨论 本研究发现，父母亲情感温暖与同伴接纳存在正相关，父母拒绝和过度保护与同伴接纳存在负相关。这一结果与依恋理论的观点相符(Svendsen， Griffin， & Forkey， 2020)，依恋理论的观点认为依恋是青少年建立心理弹性的基础，在与照顾者形成的依恋关系中获得足够的安全感，是青少年发展压力应对与情绪调节能力的最佳途径，青少年通过积极的养育方式获得足够良好的心理弹性，因此而形成的安全依恋模式是日后建立其他人际关系的重要模板。因此，情感温暖的父母亲可以有效地给予青少年理解与支持，有助于青少年形成稳定的心理状态，对同伴交往采取温暖友善的方式，因而在同伴接纳上的水平就相对比较高。而对青少年采取拒绝、过度保护、干涉过多等消极教养方式的父母亲，不能容纳青少年的情绪，甚至会严厉打压青少年的心理需求，否认青少年的心理感受，让青少年断蓄积敌意或恐惧心理。在长期打压下，青少年无法宣泄的敌意与不被理解的恐惧就会向外投射在同伴身上，表现出攻击行为或退缩行为，从而导致同伴接纳程度不高，同伴关系不良。 青少年常常依据同伴所表现出来的行为，来判断自己对这个同伴的态度，从而确定该同伴在自己心中的位置。当青少年表现出更多的有利于他人的亲社会行为，例如忍让、帮忙、协助、共享以及安抚等，会让同伴感受到理解与支持，会让同伴喜欢并乐于与其交往，因此会有较高水平的同伴接纳。如果青少年表现出较多的攻击行为，或是因为焦虑恐惧不安而表现出孤独、害羞与退缩行为时，同伴关系会表现出较高程度的同伴拒绝，无法融入团体建立团体归属感。本研究发现父母亲情感温暖通过亲社会行为间接正向影响同伴接纳，父母亲拒绝与母亲过度保护的教养方式可以直接负面影响同伴接纳，也可以通过退缩行为间接负面影响同伴接纳，这与相关研究结果一致(杨静，宋爽，项紫霓等，2015)。亲社会行为是青少年通过家庭养育在社会化发展过程中获得同伴接纳的重要行为模式，是青少年从家庭走向社会的重要机制，这与相关研究观点一致(辛自强，孙汉银，刘丙元等，2003)。拒绝与过度保护的父母教养方式使得青少年的自我意识发展受阻，缺乏独立的个性，较少主动与同伴交往，表现出退缩行为，同伴关系发展因此而受挫，要帮助青少年走出退缩的状态，良好而稳定的支持关系是重要的发展因素(Rubin， Wojslawowicz， Rose-Krasnor et al.， 2006)。攻击行为与父母亲拒绝与过度保护存在正相关关系，说明消极的教养方式会导致青少年表现出攻击行为，但是攻击行为与同伴接纳不存在相关，在本研究的被试中，攻击行为不直接影响同伴接纳，有研究表明更多的攻击行为的学生也可能是同伴接纳水平较高的学生(查抒佚，2006)。
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user: 5. 结论 城市流动青少年跟随父母来到陌生的城市学习，具有较高水平的生活不稳定性，这些青少年在适应陌生城市的生活与学习时，需要父母亲给予足够的情感温暖与支持，在被理解与关怀的感受下，形成亲社会行为倾向，有助于他们融入陌生的社会环境。对青少年采取拒绝、严厉惩罚或是过度保护的教养方式，则有可能让青少年形成退缩行为倾向，不利于青少年建立良好的同伴关系，导致融入外在环境受阻。基于依恋理论，在以招收打工子弟为主的学校中，针对家长开展相关的家庭教养方式教育，普及教养方式对于青少年心理发展所造成影响的相关知识，将有助于改善城市流动青少年的养育环境，促进他们的心理健康发展，形成有利于社会发展的亲社会行为倾向，避免退缩、攻击行为所导致的病态人格发展。
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user: 摘要 广泛应用的超临界液化天然气(LNG)换热器内部由许多微细流道构成，不同结构和尺度的微细通道对超临界LNG流动换热性能有着重要影响。通过耦合超临界LNG热物性模型、湍流模型、传热模型，建立了微细通道内超临界LNG流动换热计算方法。分别建立直流道、S型流道、Z型流道，讨论了不同尺度的不同流道形式在不同温度和流速条件下的流动特性和换热性能。结果表明，在相同入口流量和压力条件下，随着流道截面尺寸和压力的增大，微细通道压降降低，换热系数增大，换热性能提高。在相同压力下，随着流道内超临界LNG流量的增大，微细通道压降增加，换热系数增大，换热性能有一定提高但会降低可流动性。S型微细通道较直流道和Z型流道有较小的压降和较大的换热系数，具有较优的流动和换热特性。
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user: 1. 引言 天然气作为一种优质的清洁燃料，其开发利用得到越来越多的重视。天然气通常经过液化后进行储运，再通过汽化设备对LNG进行处理后使用 [ 1 ]。目前LNG接收站中主要的汽化装置有中间介质汽化器、空温式汽化器和沉浸式汽化器 [ 2 ]。 船舶海上航行的外界环境不稳定且其空间较狭小，对换热器的要求苛刻。目前广泛应用的超临界LNG换热器内部由许多微细流道构成。液化与汽化过程是LNG船在储运或利用LNG时必不可少的步骤，其中存在着大量换热过程，因此，提高换热器的效率，对天然气的利用意义重大 [ 3 ]。已有研究表明，普通流体在微细流道内的流动与换热特性明显好于常规尺度条件下的流动与换热性能 [ 4 ]，但尺度微小化的同时也会带来较大的压降和阻力 [ 5 ]。与普通流体相比，超临界流体具有密度大、黏度小、扩散速度快的特殊物理特性，在微细流道内流动产生的压降和阻力较普通流体大幅度降低，表现出更好的流动与换热性能 [ 6 ]。在实际应用中，LNG需被加压至临界压力以上，以达到超临界态，再经接收站汽化才能满足需求 [ 7 ]。目前国内外有关超临界LNG在微细通道内的对流换热特性研究较少 [ 8 ]，相关文献表明，流道弯曲角度的增加，会使超临界LNG出口温度和速度均随之增加。而超临界LNG在弯曲角度15˚的微细流道内具有较优的流动换热特性 [ 9 ]。因此，通过改变流道形状和流道结构来提高换热性能和降低压降，是近年来针对换热器研究的主要方向之一 [ 10 ]，不同结构和尺度的微细通道对超临界LNG流动换热性能的影响研究具有重要的工程意义。
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user: 2. 研究对象及边界条件 2.1. 研究对象 直流道式超临界LNG微细通道被广泛使用，由于换热器中微细通道数量巨大，进行整个系统的湍流流动和传热计算难以实现，考虑到换热器由多个规则分布的微细通道组成，本节中以单个通道为对象进行参数分析。 本节中单个通道横截面为2.0 mm × 1.75 mm的矩形，矩形截面分为内外两个区域，内部为超临界LNG流道，外部为固体壁面。流道区域为半径为0.75 mm的半圆型。直流道式超临界LNG微细通道整个微细通道长为398 mm，S型和Z型流道沿通道长度方向分为20个周期，每个周期长度为19.5 mm，出入口首尾段节距为23.5 mm，Z型流道与轴线夹角为30˚，S型流道轨迹为三角函数，幅度与Z型流道相同。超临界LNG微细通道直流道、S型流道和Z型流道计算模型如图1所示。 图1. 不同结构超临界LNG微细通道计算模型 2.2. 边界条件 微细通道流动换热过程预报中，超临界LNG作为流道内的工作介质，钢作为边界固体材料。流道的入口边界条件设置为速度入口，出口采用质量流量边界，流道进口温度为121 K，固体上下壁面施加恒定热流密度，左右壁面设置为绝热条件。
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user: 3. 数值方法及验证 在超临界LNG热物性参数和模型的研究基础上，建立针对微细通道的超临界LNG流动与换热算法，研究计算网格和湍流模型的选择，使得各计算参数与物性模型相匹配，通过对比经典微细通道模型计算结果和参考文献数据，验证所建立的流动与换热算法的可行性。 微细通道内LNG的湍流流动对系统流动特性和换热性能有重要影响，湍流流动的计算精度决定了预报结果的可靠性，因此本节基于广泛使用的有限体积法流体动力学计算方法，探讨适用于微细通道内超临界LNG流动与传热计算的网格参数与湍流模型。 以原直流道模型为对象，分别划分粗糙网格、适中网格和加密网格三种流体计算网格，各划分方案对应的网格总量为300万、500万和800万单元。计算采用k-ε湍流模型，湍流脉动动能方程、湍流耗散率方程以及动量方程与能量方程的对流项均采用二阶迎风格式进行离散。采用SIMPLE算法处理压力速度耦合关系，各方程的残差符合要求且出口参数保持不变时认为计算收敛。三种网格流道截面网格图如图2所示。 图2. 粗糙网格、适中网格、加密网格流道截面网格图 不同网格计算得到微细通道内流速、压差和温度随通道长度方向变化曲线如图3所示。 图3. 不同网格计算超临界LNG流速、压差和温度随通道长度变化 从图中可以看到，三种网格计算得到的流速、压差和温度随通道长度变化误差较小，能够达到计算精度的要求。 保持上述其他条件不变，取网格密度为500万分别计算使用k-w模型和k-ε模型时的流速、温度、压差随流道长度方向变化情况如图4所示。 图4. 不同湍流模型计算超临界LNG流速、压差和温度随通道长度变化 从图中可以看到，两种湍流模型计算得到的流速、压差和温度随通道长度变化相差不大，即在计算网格合适的情况下两种湍流模型均可使用。
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user: 4. 微细通道特征尺度分析 本节考虑通道特征尺度的影响，采用仿真技术手段研究不同特征尺度微细通道流体性能及换热性能变化规律。 4.1. 不同特征尺度微细通道流动性能 考虑微细通道在3个维度的特征尺度对超临界LNG流动特性的影响，分别建立不同微细通道管径模型，同时计算在3种不同初始压力条件下超临界LNG在微细通道内的3种不同流量时的流动特性，研究不同特征尺度条件下流体压差和速度分布变化规律。不同流道半径条件下直流道截面速度分布云图如图5所示。 图5. 不同流道半径条件下直流道截面速度分布云图 对直流道取首尾节距长23.5 mm，中间节距长19.5 mm，共分为20节。采用k-ε模型，上下壁面热流密度保持恒定为2.1 × 10 5 W/m 2 ，流量均为6.5 × 10 −4 kg/s，压强14 MPa，分别取管半径0.65 mm、0.75 mm和0.85 mm计算其速度分布和压差分布并作图，不同流道半径条件下直流道内超临界LNG流速和压差随通道长度方向速度变化曲线如图6所示。 图6. 不同流道半径条件下超临界LNG流速和压差随通道长度变化 由图数据可知，微细通道内流速和压差随着通道长度增加而增加，同时随着流道截面尺寸的增大，整个微细通道内流速降低，对应压差也减小。 4.2. 不同特征尺度微细通道换热性能 对直流道取首尾节距长23.5 mm，中间节距长19.5 mm，共分为20节。采用k-ε模型，上下壁面热流密度保持恒定为2.1 × 10 5 W/m 2 ，流量均为6.5 × 10 −4 kg/s，压强14 MPa，分别取管半径0.65 mm，0.75 mm，0.85 mm计算其温度分布。不同流道半径下直流道截面温度分布如图7所示。 不同流道半径下超临界LNG流速和压差随通道长度变化如图8所示。从图中数据对比可知，随着微细通道截面尺寸的增加，流道温度呈增大趋势，截面半径为0.85 mm时通道整体温度相对最高，超临界LNG在出口处达到三种尺寸下温度较大值。 图7. 不同流道半径下直流道截面温度分布云图 图8. 不同流道半径下超临界LNG温度随通道长度变化
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user: 5. 微细通道压力和流量参数分析 本节考虑通道压力和流量参数的影响，采用仿真技术手段研究不同流量和进口压力条件下流体流体性能及换热性能变化规律。 5.1. 不同压力和流量下微细通道流动性能 分别计算8 MPa、14 MPa和20 MPa三种压力下微细通道内超临界LNG流动换热特性，不同压力条件下直流道内超临界LNG截面速度分布如图9所示。 不同压力条件下直流道内超临界LNG流速和压差随通道长度方向速度变化曲线如图10所示。 由图可知，8 MPa和14 MPa时微细通道内流速和压差随着通道长度增加而增加，20 MPa时则有较大波动。三种压力下出口流速和压差均随着压力的增加而减小。 图9. 不同压力条件下直流道截面速度分布云图 图10. 不同压力条件下超临界LNG流速和压差随通道长度变化 对直流道取首尾节距长23.5 mm，中间节距长19.5 mm，共分为20节。采用k-e模型，管半径0.75 mm，压强14 MPa，流量分别为6.5 × 10 −4 kg/s、4.33333 × 10 −4 kg/s、2.16667 × 10 −4 kg/s，为保证其出入口温度相同，上下壁面热流密度分别取2.1 × 10 5 W/m 2 、1.4 × 10 5 W/m 2 、7.0 × 10 4 W/m 2 计算其速度、压差分布。不同流量下流道截面超临界LNG流速分布如图11所示。 图11. 不同流量条件下直流道截面速度分布云图 由于不同流量计算时压力和密度等参数变化范围较大，超出了本项目所建立模型和实际使用的参数范围，难以得到合理的预报结果，为进行不同流量下的对流换热性能比较，计算中通过改变壁面热流密度保证其出入口温度相同。不同流量下超临界LNG流速和压差随通道长度变化如图12所示。 图12. 不同流量条件下超临界LNG流速和压差随通道长度变化 由图12可知，1 m 3 /h、2 m 3 /h和3 m 3 /h时微细通道内流速和压差随着通道长度增加而增加。其中流速的增加与流量的增加成正比。而随着流量的增加，压差沿通道长度的增加速度也随之增大。 5.2. 不同压力和流量下微细通道换热性能 分别计算取压强8 MPa，14 MPa，20 MPa时其温度分布，不同压力下直流道截面温度云图如图13所示。 图13. 不同压力下直流道截面温度云图 不同压力下超临界LNG温度随通道长度分布如图14所示。 由图可知，微细通道换热性能随超临界LNG压力变化较小，随着压力的增加，流道温度先减小后增加，在14 MPa时温度最小，20 MPa时出口温度达到三种压力下最大值。 分别计算入口流量1 m 3 /h、2 m 3 /h和3 m 3 /h时其温度分布，不同入口流量下直流道截面温度分布如图15所示。 图14. 不同压力下超临界LNG温度随通道长度变化 图15. 不同流量下直流道截面温度云图 由于不同流量计算时压力和密度等参数变化范围较大，超出了本项目所建立和研究的参数范围，难以得到合理的预报结果，为进行不同流量下的对流换热性能比较，计算中通过改变壁面热流密度保证其出入口温度相同。对应不同流量时上下壁面热流密度分别取2.1 × 10 5 W/m 2 、1.4 × 10 5 W/m 2 、7.0 × 10 4 W/m 2 计算其温度分布。不同流量下超临界LNG温度随通道长度分布如图16所示。在保证进出口温度相同的情况下可计算得到不同入口流量下的换热系数，从而比较其换热性能。 计算不同流道半径模型微细通道压降和换热系数如表1所示。 由表中数据可知，在3 m 3 /h入口流量和14 MPa压力条件下，随着流道截面尺寸的增大，微细通道压降降低，换热系数增大，具有较好的换热性能。 计算不同压力条件下微细通道压降和换热系数如表2所示。 从表中数据可以看到，在3 m 3 /h入口流量条件下，随着压力的增大，微细通道压降降低，换热系数增大，具有较好的换热性能。 计算不同流量条件下微细通道压降和换热系数如表3所示。 图16. 不同流量下超临界LNG温度随通道长度变化 Table 1 Flow channel pressure drop and heat transfer coefficient of flow passage under different micro channel radi 入口流量(m 3 /h) 压力(MPa) 流道半径(mm) 压降(Pa) 换热系数h (Wm −2 k −1 ) 3 14 0.65 2179.6 2794.2 3 14 0.75 1269.2 2677.0 3 14 0.85 767.0 3184.0 表1. 不同微细通道半径下流道压降和换热系数 Table 2 Flow channel pressure drop and heat transfer coefficient under different pressure condition 入口流量(m 3 /h) 压力(MPa) 流道半径(mm) 压降(Pa) 换热系数h (Wm −2 k −1 ) 3 8 0.75 3993.8 2150.8 3 14 0.75 1269.2 2677.0 3 20 0.75 80.5 2994.5 表2. 不同压力条件下流道压降和换热系数 Table 3 Flow channel pressure drop and heat transfer coefficient under different flow condition 入口流量(m 3 /h) 压力(MPa) 流道半径(mm) 压降(Pa) 换热系数h (Wm −2 k −1 ) 1 14 0.75 144.7 1736.1 2 14 0.75 564.9 2177.8 3 14 0.75 1269.2 2677.0 表3. 不同流量条件下流道压降和换热系数 由表可知，在14 MPa压力条件下，随着流道内超临界LNG流量的增大，微细通道压降增加，换热系数增大，具有一定的换热性能但会增加流体阻力。
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user: 6. 微细通道几何结构分析 本节考虑通道几何结构的影响，采用仿真技术手段研究具有不同几何结构的微细通道流体性能及换热性能变化规律。 6.1. 不同几何结构下微细通道流动性能计算 考虑不同几何结构微细通道的影响，分别建立Z型通道和S型通道和翼型通道结构，计算在3种不同初始压力条件下超临界LNG在微细通道内的3种不同流量时的流动特性，研究不同微细通道几何结构条件下流体压差和速度分布变化规律。 保持其他条件相同，对比直流道、Z型流道和S型流道的速度和压差分布。不同结构形式微细通道超临界LNG速度分布如图17所示。 图17. 不同结构形式微细通道流速分布 不同结构形式微细通道超临界LNG速度和压差随通道长度变化如图18所示。从图中数据可知，三种结构形式微细通道内流量随通道长度变化较小，Z型通道流量波动略大于直流道和S型流道，三种型式流道Z型流道压降最大，其次为S型流道，直流道压降最小。考虑到直流道局部阻力和沿程阻力均小于另外两种流道，其压降最小为合理结果。 不同结构形式微细通道超临界LNG在流量为3 m 3 /h，压强为14 MPa时，流速和压差随通道长度变化如图18所示。 图18. 不同结构形式微细通道超临界LNG流量和压差随通道长度变化 6.2. 不同几何结构下微细通道换热性能计算 保持其他条件相同，对比直流道，Z型流道，不同结构形式微细通道超临界LNG温度分布云图如图19所示。 图19. 不同流道形式截面温度云图 在流量为3 m 3 /h，压强为14 MPa时，不同结构形式微细通道超临界LNG温度随通道长度变化如图20所示。 图20. 不同结构形式微细通道超临界LNG温度随通道长度变化 计算不同微细通道结构形式压降和换热系数如表4所示。 Table 4 Flow channel pressure drop and heat transfer coefficient in different micro channel structure 通道类型 入口流量(m 3 /h) 压力(MPa) 压降(Pa) 换热系数h (Wm −2 k −1 ) 直流道 3 14 1269.2 2677.0 S型流道 3 14 1197.1 3475.7 Z型流道 3 14 1768.9 2695.2 表4. 不同微细通道结构形式下流道压降和换热系数 由表可知，在入口流量3 m 3 /h压力14 MPa条件下，S型微细通道较直流道和Z型流道有较小的压降和较大的换热系数，即S型流道具有较优的流动和换热特性。
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user: 7. 总结 针对超临界LNG在微细通道内的流动稳定性和换热特性进行了研究，并对数值模拟结果进行了分析比较，获得了超临界LNG在不同尺度和结构形式微细通道中的主要物性参数变化规律及其流动与换热特性，结论如下： 1) 基于超临界LNG在大温差和超高压力下的热物性参数变化规律，建立了微细通道内超临界LNG流动换热计算方法，讨论了计算参数与湍流模型对预报结果的影响，在验证建立方法的可靠性基础上，得到了合适的计算网格参数与湍流模型。 2) 在相同入口流量和压力条件下，随着流道截面尺寸的增大，微细通道压降降低，换热系数增大，换热性能提高。随着压力的增大，靠近入口处通道内流速增加，出口段流速降低，微细通道压降降低，换热系数增大，换热性能提高。在相同压力下，随着流道内超临界LNG流量的增大，微细通道压降增加，换热系数增大，换热性能有一定提高但会降低可流动性。 3) 在入口流量和压力相同条件下，S型微细通道较直流道和Z型流道有较小的压降和较大的换热系数，具有较优的流动和换热特性。
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user: 摘要 目的：探究大学生手机成瘾倾向对其睡眠质量的影响以及感知压力在其中的调节作用。方法：使用Leung等编制的手机依赖指数量表(MPAI)、Buysse等编制的匹兹堡睡眠质量指数(PSQI)和Cohen等编制的压力感知量表(PSS)对广东省内高校220个在校大学生进行为期三个月的追踪调查。结果：1) T1时间段大学生手机依赖倾向对T2时间段睡眠质量有反向预测作用，即T1手机成瘾倾向越高，T2睡眠质量越低；2) T1感知压力在大学生手机成瘾倾向与睡眠质量的关系中起调节作用，即手机成瘾倾向对睡眠质量的显著预测效应只在高感知压力学生群体中出现。结论：降低大学生手机成瘾水平将有利于提高睡眠质量，且降低大学生的压力感知水平能够减轻手机成瘾倾向对睡眠质量的负面影响。
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user: 1. 前言 根据由中国互联网络信息中心(CNNIC)发布的最新《中国互联网络发展状况统计报告》(第44次)，截止2019年6月，我国手机网民规模增长迅速，高达8.5亿，相比2018年底增长2984万，且网民使用手机上网的比例达99.1%。其中，据网民职业结构调查，学生占比最高，占比26.0% (中国互联网络信息中心(CNNIC)，2019)。随着科技日新月异的发展，手机越来越成为大学生的生活中必不可少的工具，例如完成作业、获取信息、满足社交需求等等。然而，过度使用手机导致的成瘾问题也不可忽视。手机成瘾即手机依赖，是指在以手机为媒体的情况下，个体有过度沉迷表现，并对其使用和存在产生强烈、不断的渴望感与依赖感，并致使个体出现显著的社会、生理与心理功能损害(闫铭喆，佟博男，郭少帅，2018)。研究结果显示，手机成瘾与不良行为、生理健康问题、心理健康问题以及人际交往障碍都息息相关(陈红，2019)。这已经是一个全球性的问题，其负面影响不容小觑。据陈丽晶调查，有57%大学生经常在上课时玩游戏，这将对大学生的正常学习造成负面影响(陈丽晶，2004)；梅松丽等人的研究表明，网络成瘾的大学生通常伴随有自我控制行为缺陷(梅松丽，张明，张秀玲，2010)；吕小丰等人发现，与非手机依赖者相比，手机依赖的大学生在眼睛疲劳、视力变差或近视加深、手臂或肩部疼痛、睡眠质量下降和自身免疫力降低这五个指标上得分更高(吕小丰，苏彩红，郑燕萍等，2015)。 大学是人生重要的阶段，来自各方面的压力不断冲击着大学生的身心，使得大学生群体的睡眠问题尤为引人注目。来自国内外的研究表明，20.4%~38.2%的大学生受到睡眠质量低下这一问题的困扰(解秀云，刘安诺，朱桂月，2019；贾瑶，许兰，汤雯等，2019)。其中，来自刘贤臣等人的研究反映出大学生严重睡眠障碍检出率为10% (刘贤臣，唐茂芹，胡蕾等，1995)。这些数据直观地表明，当代大学生的睡眠现状非常不乐观。而睡眠质量的下降，将进而诱发大学生注意力不集中、记忆力下降、体质变差的问题。鉴于睡眠的重要性和大学生这一群体的特殊性，大学生的睡眠质量问题吸引了国内外大量研究者的注意，对睡眠问题的相关风险因素进行研究。例如，Po-Yu Wang和Kai-Li Chen的研究发现，睡眠质量与手机依赖的程度呈显著相关，个体对手机越依赖，相应地，其睡眠质量越低下(Wang， Chen， Yan et al.， 2019)。吕小丰等人的调查表明，占用睡觉时间玩手机者将直接致使睡眠时间变少；睡前使用手机进行聊天、浏览和玩游戏会导致大脑兴奋，这同样会影响睡眠质量(吕小丰，苏彩红，郑燕萍等，2015)。依据国外一些研究，在睡觉前使用手机会使用者始终处于浅睡眠状态，需要更长的时间才能达到深层睡眠状态，也就是使得深层睡眠时间变短，从而对睡眠质量造成不良影响(陈雪红，静进，江林娜，2016)。然而当下大部分研究是基于横断数据，探讨睡眠问题与手机成瘾的相关关系，采用纵向数据直接探讨手机成瘾对睡眠质量的预测效应的研究仍然缺乏。因此，本研究采用为期3个月的纵向追踪数据，探讨大学生手机成瘾倾向对其睡眠问题的是否具有显著的预测效应。 此外，生态系统理论认为，个体发展是个体与环境交互作用的结果。即使是具有相同或相似特征的个体，也会因为所处环境的不同而表现不同(叶宝娟，杨强，胡竹菁，2013)。因此，手机依赖对睡眠质量的影响有可能由于个体其他因素的不同而不同。即，在某个条件下手机依赖对某些大学生个体的睡眠质量造成的影响会更大。前人的研究表明，个体特质是手机成瘾与睡眠问题关联中的重要调节变量(邢麟，余丽君，2016)。压力感知，是大学生阶段的重要体验，指由于生活中的各种刺激事件，个体产生挑战感、困惑感和威胁感，表现出心理反应，即人处于一种紧张和失控的状态(李飞，2013)。大学生面临着复杂多样的任务和挑战，加上尚未完全适应成人的角色，压力自然接踵而来。据调查，学习压力是致使大学生感知压力最高的压力源，在被试汇报中占据较大的比例，大约为71.3% (樊富珉，李伟，2000)。压力将导致学生产生生理和心理方面的不适，有不良生理反应的学生至少占1/3，有不良心理反应的学生占28.3% (樊富珉，李伟，2000)。根据现有的研究，压力对睡眠质量的直接影响是显著的。Harvey (Harvey， 2002)的压力认知失眠模型指出，人们对压力事件会产生不可控担忧并导致情绪唤起，这种焦虑情绪造成对事件形成认知偏差，进一步致使人们对压力事件形成歪曲的认知评价，最终结果便是主观睡眠质量变差(苏可媛，张妍，2012)。根据黄宝珍等学者的研究，压力感知的得分越高，睡眠质量就相应降低。而且，压力感知能显著地正面预测睡眠质量(黄宝珍，闵思宇，张孝义等，2019)。 因此，本研究将进一步采用个体和环境的交互作用视角探讨压力感知因素在手机依赖和睡眠质量之间的调节作用。 综上所述，由前人的研究中不难看出手机成瘾、睡眠质量和感知压力三者联系密切：表现为手机成瘾和感知压力均会对大学生睡眠质量造成负面影响；且通过感知压力的大小变化，手机成瘾对睡眠质量的影响程度可能发生变化，感知压力也可能是两者之间的调节变量。本研究根据现有研究，提出两个假设：1) 手机依赖倾向能够预测大学生睡眠质量；大学生当下的手机依赖程度越高，日后的睡眠质量则越差；2) 在手机依赖对大学生睡眠质量的预测中，可能受到压力感知的调节。根据上述两个假设构建出可能的模型，如图1所示。 图1. 研究框架
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user: 2. 材料与方法 2.1. 被试 在广东省内高校使用方便取样抽取不同年级和专业的大学生群体作为样本，分别于2019年6月和9月对样本进行共两次追踪调查，两次调查间隔三个月。第一次调查回收问卷390份，第二次调查回收问卷239份，通过删除两次调查中有缺失值或只有一次回答的样本，最终整合获得220个样本，样本流失率38.7%。其中，男生74名，女生146名，男女比例0.51:1，年龄范围18~23岁，平均年龄20.89岁，文科专业86名，理工科专业105名，医学专业22名，艺术类专业7名。年级分布上，2015级的学生有16人，2016级的学生有144人，2017级学生有34人，2018级的学生有26人。 2.2. 工具 2.2.1. 手机成瘾量表 采用的是Leung等编制的手机成瘾指数量表(MPAI)，该量表共有17个项目，包括四个因子：戒断性、低效性、逃避性和失控性，每个因子的项目数在3~7个之间。量表得分的统计方法采取1 (完全没有)~5 (常常)计分，分数越高，说明个体对手机有更深的依赖。中国的黄海等学者对信效度进行了检验，分量表的信效度也较高；项目与量表总分的相关在0.57~0.71之间，达到显著水平(黄海，牛露颖，周春燕等，2014)。本研究中手机依赖指数量表的克隆巴赫系数(α = 0.90)说明信效度良好，可靠性较高。 2.2.2. 睡眠质量相关量表 采用的是由Buysse等学者于1989年编制的匹兹堡睡眠质量指数量表(PSQI)。PSQI对被试最近一个月的睡眠质量进行评定，量表由19个自评和5个他评条目构成。可以将进行计分的18个条目划分为7个因子：主观睡眠质量、睡眠障碍、睡眠效率、入睡时间、睡眠时间、使用睡眠药物、日间功能紊乱，累计各成分的计分可得PSQI总分，分数范围为0分至21分，总分越高，则反映被试的睡眠质量越低下。刘贤臣将PSQI改编为中文版，并对其信效度进行了检验，得出重测信度(r = 0.83)较高(刘贤臣，唐茂芹，胡蕾等，1996)；总分与各因子之间的平均相关系数为0.72，表明高度相关；量表的7个成分和16个条目可用睡眠质量这一因子来概括，验证了量表的构想效度(刘贤臣，唐茂芹，胡蕾等，1996)。本研究两次调查中，睡眠质量相关量表的克隆巴赫系数分别是0.61和0.67，可靠性较高。 2.2.3. 压力感知量表 (Perceived stress scale， PSS)是由Cohen等人(1983)编制的自评量表，用来评估个体近一个月内所感受到的压力程度。该量表共10个题项，其中危机知觉因子包括6个消极描述的条目，应对能力知觉包括4个积极描述。每个条目使用5点计分(1 = 从不，5 = 总是)。得分越高，表示感知压力越大。PSS-10英文版的信效度均良好，不同人群的测试显示其内部一致性α系数在0.75~0.91之间，重测相关系数为0.55~0.85 (王振，王渊，吴志国等，2015)。本研究中，内部一致性系数(α = 0.76)说明信效度良好，可靠性较高。 2.3. 数据处理 使用SPSS 21.0对数据进行整理和分析，首先对被试数据进行描述统计分析，主要分析压力感知、睡眠质量和手机成瘾的平均值、标准差及相关系数。然后使用SPSS里process插件(Hayes， 2015)的模型1对感知压力的调节效应进行分析。
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user: 3. 结果 3.1. 描述性结果 若被试对MPAI量表的17个项目中8个条目选择“经常”或“总是”(即该条目得分 ≥ 4)，即被判断为存在手机成瘾倾向(万亚丽，张雪芹，黄秀云等，2019)。第一次调查结果显示，大学生手机依赖者有55人，检出率为25%；第二次调查中手机依赖者有27人，检出率为12.2%。手机依赖的检出率与国内普遍对大学生手机依赖检出率较为接近，即15.8%~29.8% (王锐烽，孟秀红，罗欢，2014)。 本研究以PSQI总分 ≥ 8分作为判定大学生睡眠问题的标准(刘依琳，张弢，邹剑，2015)，两次调查显示，大学生睡眠问题检出率分别为20%和19%，两次结果较为接近，说明睡眠问题具有相当的持续性和稳定性。该结果与张林(张林，刁娟，2006)的结果接近，即18.2%。 表1列出了各变量的平均数、标准差以及各变量之间的皮尔逊相关系数。表格显示：T1、T2时间段大学生睡眠质量结果显著正相关(r = 0.55， p < 0.01)，说明T1时间段的睡眠质量越差，T2睡眠质量同样不高；T2睡眠质量和T1感知压力结果显著正相关(r = 0.21， p < 0.01)，说明T1感知压力越大，T2的睡眠问题越突出；T2睡眠质量和T1手机成瘾结果显著正相关(r = 0.17， p < 0.01)，说明T1手机成瘾程度越高，T2睡眠问题越突出；T2睡眠质量和T2手机成瘾结果显著相关(r = 0.26， p < 0.01)，说明T2手机成瘾越严重，T2睡眠质量越差。除此以外，T1段睡眠质量和压力之间的显著相关同样说明了压力感知对睡眠质量的影响。 Table 1 The mean， standard deviation and correlations among study variable M±SD 1 2 3 4 5 1. T1PSQI 5.63 ± 2.62 1 2. T2PSQI 5.37 ± 2.92 0.547 ** 1 ** 3. T1手机成瘾 2.81 ± 0.66 0.119 0.174 ** 1 4. T2手机成瘾 2.40 ± 0.80 0.097 0.263 ** 0.513 ** 1 5. T1感知压力 3.03 ± 0.49 0.220 ** 0.208 ** 0.316 ** 0.204 ** 1 表1. 各变量的平均数、标准差、相关系数 注： * p < 0.5， ** p < 0.01。 3.2. 手机依赖与压力感知对睡眠质量的主效应及交互效应分析 使用SPSS 22.0中process (Hayes， 2015)插件模型1对T1手机依赖与T2睡眠质量的预测效应进行分析，并考察T1感知压力水平对这一预测效应的调节效应。为减少误差，将几个变量去中心化并求得其标准值，同时将T1睡眠质量作为控制变量，以排除睡眠前测对结果的影响。结果见表2。 由表2结果可见，以T2睡眠质量为因变量时，T1手机成瘾与T1压力感知对T2睡眠质量的交互作用显著(β = 0.10， p < 0.05) (R 2 = 0.021，即交互作用额外解释了2.1%的变异)。另外，T1睡眠问题对T2睡眠预测效应显著(β = 0.53， p < 0.01)，说明了控制变量纳入的合理性。 为进一步揭示压力感知对手机依赖与睡眠质量预测效应的调节作用，我们对该交互效应进行简单效应分析，即取压力感知平均数正负一个标准差为标准，分别考察T1手机成瘾对T2睡眠质量的效应系数。当个体T1压力感知水平较高时(+1SD)，手机成瘾倾向高的个体比手机成瘾倾向低的个体睡眠问题显著提高(β = 0.19， p < 0.01)；当个体压力感知水平较低时(−1SD)，手机成瘾倾向对睡眠质量没有显著预测效应(β = −0.01， p > 0.05)。该结果说明，手机成瘾对睡眠质量的预测效应受到个体压力感知水平的调节效应，只有当个体感知到较高水平的压力时，其手机成瘾倾向才会对睡眠质量产生显著影响(见图2)。 Table 2 Perceived stress moderated the effect of mobile phone addiction on sleep qualit 预测变量 因变量 β t p R² F² T1感知压力 0.11 1.70 0.09 T1手机依赖 0.09 1.58 0.12 T1感知压力 × T1手机依赖 T2睡眠质量 0.10 2.60 0.01 0.02 6.74 T1PSQI 0.54 9.35 0.00 表2. 感知压力在手机依赖与睡眠质量之间的调节作用 ction and sleep quality 图2. 感知压力对手机成瘾与睡眠质量之间关系的调节作用图
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user: 4. 讨论 如今社会进入移动互联网时代，随着智能手机的普及率越来越高，手机具备的功能越来越多样，人对手机的依赖程度也不可避免地越来越高。然而手机带来便利的同时，也造成了一些问题。本研究讨论了手机依赖对大学生睡眠质量的影响，并分析了压力感知在其中的调节作用。研究结果可以促进大学生手机成瘾倾向与睡眠质量之间关系的认识，以及揭示其内部作用机制，对教育研究者们制定相关干预措施具有一定的启示意义。 首先，本研究发现，大学生手机依赖对睡眠质量具有正向预测作用。也就是说，大学生当下的手机依赖程度越高，往后的睡眠质量就越低下。该结果与现有的研究结果一致。周琳等人发现，大学生手机依赖程度是睡眠质量的重要预测因子(周琳，睢金露，王成强，2019)。通过横向分析可知，手机依赖不仅通过占用睡眠时间以直接导致主观睡眠质量下降，而且可能通过手机电磁辐射影响睡眠质量(吕旖，郑舟军，2016)。Spielman等人于1987年提出的失眠3p模型指出，持续性失眠是易感性因素、诱发性因素、持续性因素三者联合作用的后果(Spielman et al.， 1987)。睡前手机依赖是不良睡眠习惯的一种，会作为持续性因素导致失眠问题，睡眠质量因此下降。这也可能为当下手机依赖对日后睡眠质量预测提供了解释，即手机依赖作为一种有延续性的不良习惯，在其他因素相对稳定的情况下，持续地影响着个体睡眠质量。以上结果启示我们，为提高大学生睡眠质量，学校应通过讲座、开设相应课程、组织知识竞赛等各种宣传手段增加大学生对于手机依赖表现和危害的认识，引导大学生以正确、适度的方式使用手机，鼓励大学生养成良好的睡前习惯。同时，大学生也要严于律己，积极规划大学生涯，避免手机依赖，有意识地减少睡前手机使用。 本研究也发现，压力感知在手机依赖对睡眠质量的预测中起着调节作用。也就是说，相比压力感知较低的个体，手机成瘾倾向对睡眠质量产生的影响在压力感知较高的个体上更显著，压力放大了手机成瘾的负面影响。根据有限自制力理论，面对压力情境时，个体需要改变习惯行为，集中注意以应对压力事件，这一举动将消耗自制力。而且，处理压力情境后，自制力耗费的效应明显(谭树华，郭永玉，2008)。个体感知压力大时，有可能正是因为应对压力所需的自制力消耗较大，所以对手机的依赖程度加深，加剧对睡眠质量的不良影响。以上结果启示我们，要提高大学生睡眠质量，就必须关注压力这一因素。广大教育者要合理疏导学生压力，可以通过艺术性表达治疗(如沙盘游戏疗法、曼荼罗绘画疗法)和正念减压疗法等减轻学生压力和不良应激反应。此外，大学生也要留意自身压力状况，当知觉压力较高时，需通过运动、适当休息等方式排解压力。 综上所述，本研究通过对被试进行追踪调查，探讨了手机依赖对大学生睡眠质量的预测作用，并分析了压力感知在手机依赖和睡眠质量关系中的调节作用。本研究结果可以为改善大学生睡眠质量提供依据，即不仅要在手机依赖因素的控制上着手提高睡眠质量，而且要关注压力感知这一因素。除了教育者和大学生自身的努力，社会各方和家庭的支持更是必不可少的。比如，手机开发商可以设计避免手机成瘾的应用；父母要关心孩子的压力状况，为孩子的压力疏导提供援助。