DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 在课堂招募的自愿参加的被试64人，以及通过海报额外招募的自认为比较抑郁的被试34人，共计98人，其中有效被试87人。有效被试年龄19.9 ± 1.3岁，男35人(40.2%)，女52人(59.7%)。根据贝克抑郁量表得分对有效被试进行抑郁分组，其中41人(47.1%)属于抑郁组，46人(52.9%)属于正常组。将所有入组被试随机分入2组：损耗组(n = 44)与控制组(n = 43)。实验完毕后被试均得到一定报酬。 2.2. 研究设计 采用2(损耗分组：损耗组VS.控制组) × 2(抑郁分组：低抑郁得分VS.高抑郁得分)双因素被试间设计。自变量为损耗分组和抑郁分组，因变量为被试吃饼干的数目以及在抑制自评问卷上的得分。 2.3. 研究工具 2.3.1. 贝克抑郁量表(Beck Depression Inventory，BDI-Ⅱ)中文修订版 是应用最为广泛的抑郁症状自评量表(杨文辉，吴多进，彭芳，2012)，既可用于抑郁症患者的评估也可用于正常人，并具有良好的信效度(Dozois， Dobson， & Ahnberg， 1998)。包括21个条目，0-3级评分，分数越高提示抑郁症状越严重。总分0~13分为无抑郁，14~19分为轻度抑郁，20~28分为中度抑郁，29~63为重度抑郁。本研究将分数 ≤ 13分的计为无抑郁组，>13分的计为抑郁组。 2.3.2. 抑制自评问卷 包括3个问题，1~7点评分，1 = 非常不同意，7 = 非常同意。问题1：我觉得巧克力饼干看起来非常美味(评估诱惑强度)；问题2：抵制高热量的美食，对我来说非常困难(评估抑制所需的努力)；问题3：我此时不想控制自己的饮食和体重(评估抑制阈限)。 2.4. 研究程序 被试首先填写一般人口学信息及BDI问卷，然后被随机分入损耗组和控制组。接着完成打字任务，以操纵被试的自我损耗水平。采用Schmeichel & Zell (2007)等研究者发展的打字任务，该任务要求被试在电脑上输入一段英文材料(耗时约8~10分钟)。损耗组被试在打字的时候要将所有的字母“e”漏打，例如在输入“letter”时，应打为“lttr”。这项任务需要被试抑制自动输入完整单词的冲动，既往研究发现该任务能有效损耗被试的自我控制资源(Maples-Keller et al.， 2016; Schmeichel & Zell， 2007)。控制组被试在电脑上输入同样的段落，但无需漏打任何字母，因此无需损耗自我控制资源。打字任务完成后请被试填写抑制自评问卷，最后现场品尝一种高热量美味的巧克力饼干作为报酬的一部分，另一部分报酬为各种小礼品。指导语强调被试想吃多少就吃多少。被试离开后，主试计算被试吃掉的饼干数量，作为因变量。完成全部实验流程约为20分钟。 2.5. 统计处理 采用IBM SPSS Statistics 20.0进行数据分析，主要统计方法包括描述性统计、独立样本t检验和多因素方差分析。
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user: 3. 结果 3.1. 描述性统计分析 χ 2 检验和t检验发现，损耗组和控制组在年龄和性别变量上均无显著差异。独立样本t检验发现，损耗组和控制组在BDI得分上也无显著差异，M 损耗组 = 11.9 ± 7.6， M 控制组 = 11.1 ± 7.6， t(85) = 0.51， p = 0.609。抑郁组和正常组在BDI得分上存在显著差异，M 抑郁组 = 18.6 ± 3.5， M 正常组 = 5.1 ± 3.3， t(85) = 18.60， P < 0.001。 3.2. 以吃饼干数为因变量的双因素方差分析 以被试所吃的高热量饼干为因变量，损耗分组和抑郁分组为自变量，采用一般线性模型进行2 * 2的双因素方差分析，并纳入两个自变量的交互作用项，描述性统计呈现在表1。方差分析结果显示，损耗分组的主效应显著，F(1) = 5.60， P = 0.020， Partial Eta squared = 0.063；抑郁分组的主效应不显著，F(1) = 1.04， P = 0.311， Partial Eta squared = 0.012；损耗分组和抑郁分组的交互效应显著，F(1) = 4.88， P = 0.030，Partial Eta squared = 0.055。整个模型的R Squared = 0.907 (Adjusted R Squared = 0.902)。如图1所示，在低抑郁得分情况下，损耗组和控制组在因变量上的得分差异很小；但在高抑郁得分情况下，损耗组和控制组在因变量上的得分差异很大。 3.3. 以抑制自评问卷为因变量的双因素方差分析 将抑制自评问卷的问题1 (诱惑强度)作为因变量，损耗分组和抑郁分组为自变量，采用一般线性模型进行双因素方差分析，并纳入两个自变量的交互作用项，描述性统计详见表2。方差分析结果显示，损耗分组的主效应不显著，F(1) = 2.83， P = 0.096，Partial Eta squared = 0.033；抑郁分组的主效应不显著，F(1) = 0.85， P = 0.360， Partial Eta squared = 0.010；损耗分组和抑郁分组的交互效应也不显著，F(1) = 3.19，P = 0.078， Partial Eta squared = 0.037。 Table 1 Descriptive statistics on the number of cookies consumed (Mean ± SD 组别 损耗组(n = 44) 控制组(n = 43) 抑郁组(n = 41) 16.58 ± 5.40 12.00 ± 3.14 正常组(n = 46) 13.35 ± 4.76 13.19 ± 4.50 表1. 吃饼干数为因变量的描述性统计(均值 ± 标准差) Table 2 Descriptive statistics on the temptation intensity (Mean ± SD 组别 损耗组(n = 44) 控制组(n = 43) 抑郁组(n = 41) 4.25 ± 1.15 3.35 ± 0.93 正常组(n = 46) 3.55 ± 1.47 3.58 ± 1.14 表2. 诱惑强度为因变量的描述性统计(平均数 ± 标准差) 图1. 损耗分组和抑郁分组在吃饼干数上的交互效应 将抑制自评问卷的问题2 (所需努力)作为因变量，损耗分组和抑郁分组为自变量，采用一般线性模型进行双因素方差分析，并纳入两个自变量的交互作用项，描述性统计呈现在表3。方差分析结果显示，损耗分组的主效应不显著，F(1) = 0.11，P = 0.745，Partial Eta squared = 0.001；抑郁分组的主效应不显著，F(1) = 0.79，P = 0.376，Partial Eta squared = 0.009；损耗分组和抑郁分组的交互效应也不显著，F(1) = 0.41，P = 0.522，Partial Eta squared = 0.005。 将抑制自评问卷的问题3(抑制阈限)作为因变量，损耗分组和抑郁分组为自变量，采用一般线性模型进行双因素方差分析，并纳入两个自变量的交互作用项，描述性统计呈现在表4。损耗分组的主效应显著，F(1) = 12.24，P = 0.001，Partial Eta squared = 0.128；抑郁分组的主效应显著，F(1) = 10.38，P = 0.002，Partial Eta squared = 0.111；损耗分组和抑郁分组的交互效应也显著，F(1) = 14.89，P ＜ 0.001，Partial Eta squared = 0.152。整个模型的R Squared = 0 .930 (Adjusted R Squared = 0.927)。如图2所示，在低抑郁得分情况下，损耗组和控制组在因变量上的得分差异很小；但在高抑郁得分情况下，损耗组和控制组在因变量上的得分差异很大。
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user: 4. 讨论 抑制冲动和抵制诱惑是自我控制和调节的重要任务。抑制能力依赖于自我觉知，并需要把自己的现状和目标进行比较，从而实现自我调节。大量研究表明，个体在自我控制资源损耗的情况下，抑制能力会下降(Baumeister， 2014; Maples-Keller et al.， 2016; Reynolds & Mccrea， 2016)，例如表现为抑制攻击性冲动的能力下降。本研究重复了前人的发现，即，个体在自我控制资源损耗的情况下更难以抵制美食诱惑。 Table 3 Descriptive statistics on the effort needed (Mean ± SD 组别 损耗组(n = 44) 控制组(n = 43) 抑郁组(n = 41) 5.54 ± 1.10 5.29 ± 0.85 正常组(n = 46) 5.15 ± 1.39 5.23 ± 1.24 表3. 所需努力为因变量的描述性统计(平均数 ± 标准差) Table 4 Descriptive statistics on the suppression threshold (Mean ± SD 组别 损耗组(n = 44) 控制组(n = 43) 抑郁组(n = 41) 4.96 ± 1.08 3.24 ± 0.90 正常组(n = 46) 3.30 ± 1.22 3.38 ± 1.06 表4. 抑制阈限为因变量的描述性统计(平均数 ± 标准差) 图2. 损耗分组和抑郁分组在抑制阈限上的交互效应 本研究的结果支持了抑郁症的自我调节模型，该模型认为，抑郁症主要是一种自我调节障碍。本研究发现，抑郁个体在非损耗的情况下和正常人差别不大，甚至倾向于更加抑制一些，然而在自我损耗的情况下更容易出现自我调节失败，在本研究中表现为向美食诱惑屈服。在日常生活中的自我调节失败，例如未能按计划完成目标任务，或不能抑制冲动作出让自己后悔和自责的行为，常常引发抑郁个体出现大量的自动负性思维，进一步加剧抑郁症状(Jones， Papadakis， Hogan， & Strauman， 2009)。因而本研究的发现对于理解抑郁症的发生、发展和维持具有重要意义。 本研究还考察了个体自我调节失败的可能原因：诱惑强度大、抵制该诱惑所需的努力大，以及达到了抑制阈限。结果表明，诱惑强度和抵制诱惑所需的努力均不能解释本研究发现，正常组和抑郁组在抑制阈限上的差异能够有效解释本发现。具体来说，抑郁个体的抑制阈限值较正常人降低了，特别是当自我控制资源损耗的情况下，抑郁个体更容易放弃抑制的努力，转而向诱惑屈服。DCTIR模型指出，个体的抑制阈限与特质自控力相关，同时也与情境线索相关(Reynolds & Mccrea， 2016)。例如，一个高特质自控力的人，一般倾向于拥有较高的抑制阈限。但是当他在面对不吃白不吃的美食诱惑时，可能因为达到了抑制阈限而停止控制饮食。本研究支持了DCTIR模型的假设，即，抑郁个体倾向于拥有较低的特质性抑制阈限，因此在自我损耗的情况下，面对美食诱惑的情境，抑郁个体更容易达到抑制阈限而放弃抵制美食。 值得指出的是，DCTIR模型认为，放弃抑制冲动和抵制诱惑并非必然导致负面后果，相反在有些情况下，放弃抵制美食诱惑反而有利于个体的生存，例如在饥荒年代(Reynolds & Mccrea， 2016)。因此，健康的自我调节取决于个体根据自己的长期目标和当前现状，制定最合适的抑制阈限。例如，对于一个心理健康的大学生来说，抵制看喜剧的诱惑专注于学习是适应性的，符合该个体的长期目标；而对于一个轻度抑郁的大学生来说，看看喜剧而非逼迫自己学习反而更有利于情绪调节。同理，在本研究中抑郁个体在自我损耗的情况下抑制阈限降低，反应了他们适应性的努力。进而，我们可以合理地推演，健康个体和抑郁个体的抑制阈限会在不同活动中存在差异，该阈限反应了个体在应对当前主要发展任务中的最佳适应性策略。
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user: 5. 结论 正常组相比，抑郁个体在自我损耗的情况下更难以抵制美食诱惑，该差异主要与抑郁个体的抑制阈限降低有关。抑郁症是一种自我调节障碍，和正常人相比，自我控制资源损耗显著降低了抑郁个体抵制诱惑的能力。
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user: 摘 要 本研究是以问卷调查为基础，旨在探讨澳门特殊教育教师工作价值观和专业承诺的现状，及探讨工作价值观与专业承诺之间的关系。调查问卷针对澳门特殊教育教师，收集了90份有效的样本。通过平均值、标准差、散点图、积差相关分析等统计进行资料分析。研究结果如下：1. 澳门特殊教育教师对工作价值观保持积极态度；2. 澳门特殊教育教师对专业承诺表现出积极态度；3. 基本上，澳门特殊教育教师工作价值观与专业承诺之间存在正相关关系。最后，根据本研究结论提出相关建议，以作为澳门特殊教育教师、教育行政单位之参考。 关键词 :澳门，特殊教育教师，工作价值观，专业承诺 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 张春兴(1996)认为优良的教师应具备「能教、会教、愿教」三个条件，而愿教是其中最重要的。所谓「愿教」就是指教师的教学意愿，指教师对于其工作的投入，也就是教师的工作价值观。而不同研究发现，工作价值观会影响个人对学校或组织的认同、工作满足感、留职倾向、尽责奉献的意愿(Kidron， 1978; 朴英培，1988；邱淑媛，1993；罗俊龙，1995；徐善德，1997；彭雅珍，1998)。所以工作价值观不仅影响教师个人对工作的投入，也深切影响教师对学校运作的积极性、工作感受及态度。另外，Rosenholtz (1989)则认为低教育专业承诺的教师，不在意教学问题的解决，亦不接受新观念，对教学抱持着消极的态度，常将学生的失败归因于外在环境。高承诺教师的教学行为则表现出较高的动机、在意学生的学业成就、愿意解决教学问题、勇于接受新观念、更关心本身工作表现的好坏。由此可知，教师专业承诺程度的高低，除影响教师个人的教学行为以外，更可能影响到学生的学习。 澳门的特殊教育开展较晚，但近年随着有特殊教育需要学生数目的增加(董志文，2016a)，本澳特殊教育教师人数也有明显的增长(澳门教育暨青年局，2016)，有关从事特殊教育的教师工作价值观、专业承诺将逐渐成为值得我们关心的议题。有研究显示，教师的工作价值观与其专业承诺具有显著相关(戴佩瑜，2009)。因此，开展对本澳特殊教育教师工作价值观与专业承诺的研究，了解澳门特殊教育教师工作价值观、专业承诺的现状及其关系，并提出相应的教师专业成长政策，为改善澳门特殊教育教师的管理，提高有关教师工作态度具有重要的意义。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究工具 2.1.1. 教师工作价值观问卷 本问卷根据廖琬欣(2009)、黄玉娟(2014)的教师工作价值观问卷之资料编拟而成。问卷共25个题目，包括「自我实现」、「组织安全与福利」、「人际互动」、「成就声望」、「健康与休闲」等5个向度，每个向度有5道题。问卷采用李克特式(Likert-type rating scale)的五点量表方式塡答，从「非常同意」、「大都同意」、「普通同意」、「部份同意」到「极少同意」，分别给予5分、4分、3分、2分、1分，将每一位受试者的总分加起来，得分越高表示教师的工作价值观越偏向正面。在本研究中，问卷经过香港、澳门等六位特殊教育专家的检验，修改题目的适宜性、重要性与文句流畅清晰度，使问卷具有满意之专家内容效度。预试分析结果显示教师的整体工作价值观Cronbach α系数达0.9336，而各向度Cronbach α系数如下：「自我实现」为0.933；「组织安全与福利」为0.935；「人际互动」为0.934；「成就声望」为0.932；「健康与休闲」为0.934。因此上述数字显示本问卷各向度内部一直性颇高，具有良好的信度。 2.1.2. 教师专业承诺问卷 本问卷根据王衍力(2011)、詹雅帆(2011)的教师专业承诺问卷之资料编拟而成。问卷共25个题目，包括「专业认同」、「留职意愿」、「乐业投入」、「专业伦理」、「研习进修」等5个向度，每个向度有5道题。问卷采用李克特式(Likert-type rating scale)的五点量表方式塡答，从「非常同意」、「大都同意」、「普通同意」、「部份同意」到「极少同意」，分别给予5分、4分、3分、2分、1分，将每一位受试者的总分加起来，得分越高表示教师的专业承诺越偏向正面。在本研究中，问卷经过香港、澳门等六位特殊教育专家的检验，修改题目的适宜性、重要性与文句流畅清晰度，使问卷具有满意之专家内容效度。预试分析结果显示教师的整体专业承诺Cronbach α系数达0.9338，而各向度Cronbach α系数如下：「专业认同」为0.932；「留职意愿」为0.931；「乐业投入」为0.932；「专业伦理」为0.940；「研习进修」为0.934。因此上述数字显示本问卷各向度内部一直性颇高，具有良好的信度。 2.2. 样本 本研究以澳门4所私立、5所公立学校的中、小、幼的特殊教育教师为对象，共发放调查问卷90份，有效回收90份，有效回收率100%，覆盖了澳门较多特殊学校的特殊教育教师。 2.3. 数据处理及统计分析 本研究采用SPSS21.0软件对调查数据进行数据处理，运用了描述性统计、散点图、积差相关进行统计分析。
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user: 3. 研究结果 3.1. 澳门特殊教育教师工作价值观整体现况 由表1可知，特殊教育教师整体工作价值观每题平均得分为3.32分，标准差为0.44。各向度分量表之每题平均得分分别为：「自我实现」3.48分，「组织安全与福利」3.35分，「人际互动」3.56分，「成就声望」3.23分，「健康与休闲」2.95分，除了「健康与休闲」得分在中等偏下外，其余各向度得分情形皆在中等、或中等偏高程度，显示澳门特殊教育教师在工作价值观的整体还是各向度上之现况大致良好，工作价值观保持积极态度。而「健康与休闲」的得分最低，显示澳门特殊教育教师虽用心投入教育工作，但其健康及休闲方面在工作价值观中处于较低水平。 3.2. 澳门特殊教育教师专业承诺现况 由表2可知，特殊教育教师整体专业承诺每题平均得分为3.74分，标准差为0.64。各向度分量表之平均得分依序为：「专业认同」3.81分，「留职意愿」3.71分，「乐业投入」3.86分，「专业伦理」3.79，「研习进修」3.57分，显示澳门特殊教育教师在专业承诺的整体还是各向度上之现况属中高程度，专业 Table 1 Analysis of the present situation of the special education teacher’s work value 向度 题数 每题平均得分 标准差 排序 自我实现 5 3.48 0.59 2 组织安全与福利 5 3.35 0.65 3 人际互动 5 3.56 0.51 1 成就声望 5 3.23 0.61 4 健康与休闲 5 2.95 0.64 5 整体工作价值观 25 3.32 0.44 表1. 特殊教育教师工作价值观之现况分析 Table 2 Analysis of the present situation of the special education teacher’s professional commitment 向度 题数 每题平均得分 标准偏差 排序 专业认同 5 3.81 0.58 2 留职意愿 5 3.71 0.56 4 乐业投入 5 3.86 0.59 1 专业伦理 5 3.79 0.78 3 研习进修 5 3.57 0.69 5 整体专业承诺 25 3.74 0.64 表2. 特殊教育教师专业承诺整体之现况分析 承诺表现出积极态度。各向度平均得分都在3.57分以上，其中「乐业投入」的得分最高。 3.3. 澳门特殊教育教师工作价值观与专业承诺之相关分析 从表3可以看出，就各向度而言，除了「组织安全与福利」与「研习进修」相关系数r = 0.137(p = 0.196)、「健康与休闲」与「专业伦理」相关系数r = 0.190(p = 0.073)，即有关工作价值观与专业承诺的两组向度间未达显著相关外(p > 0.05)，其余包括整体工作价值观及其各向度、与整体专业承诺及其各向度均达到显著的相关性。而除了「组织安全与福利」与「专业伦理」相关系数r = 0.251(p = 0.017)、「人际互动」与「专业伦理」相关系数r = 0.259(p = 0.014)、「人际互动」与「研习进修」相关系数r = 0.234(p = 0.027)，即有关工作价值观与专业承诺的三组向度间达到显著相关外(p < 0.05)，其余包括整体工作价值观及其各向度、与整体专业承诺及其各向度等均达到极度显著的正相关。分向度比较上，当中「自我实现」与「专业认同」相关性是最高，其相关系数r = 0.650(p < 0.01)；其次为「自我实现」与「留职意愿」，其相关系数r = 0.598(p < 0.01)。 就工作价值观的各向度与整体专业承诺的关系上，除了「组织安全与福利」与整体专业承诺的相关系数r = 0.348、属于低度正相关外(0.21 < r < 0.40)，其余包括：「自我实现」与整体专业承诺的相关系数r = 0.601；「人际互动」与整体专业承诺的相关系数r = 0.420；「成就声望」与整体专业承诺的相关系数r = 0.563；「健康与休闲」与整体专业承诺的相关系数r = 0.477，皆属中正相关(0.41 < r < 0.70)。另外，就专业承诺的各向度与整体工作价值观的关系上，除了「专业伦理」与整体工作价值观的相关系数r = 0.342、属于低度正相关外(0.21 < r < 0.40)，其余包括：「专业认同」与整体工作价值观的相关系数r = 0.655；「留职意愿」与整体工作价值观的相关系数r = 0.614；「乐业投入」与整体工作价值观的相关系数r = 0.555；「研习进修」与整体工作价值观的相关系数r = 0.486，皆属于中正相关(0.41 < r < 0.70)。就整体相关性 Table 3 The correlation analysis between the work values and professional commitment 专业认同 留职意愿 乐业投入 专业伦理 研习进修 整体专业承诺 自我实现 积差相关 显著性 0.65 ** 0.000 0.598 ** 0.000 0.473 ** 0.000 0.276 ** 0.008 0.476 ** 0.000 0.601 ** 0.000 组织安全与福利 积差相关 显著性 0.375 ** 0.000 0.286 ** 0.006 0.338 ** 0.001 0.251 * 0.017 0.137 0.196 0.348 ** 0.001 人际互动 积差相关 显著性 0.434 ** 0.000 0.430 ** 0.000 0.342 ** 0.001 0.259 * 0.014 0.234 * 0.027 0.420 ** 0.000 成就声望 积差相关 显著性 0.531 ** 0.000 0.554 ** 0.000 0.444 ** 0.000 0.293 ** 0.005 0.462 ** 0.000 0.563 ** 0.000 健康与休闲 积差相关 显著性 0.434 ** 0.000 0.412 ** 0.000 0.448 ** 0.000 0.190 0.073 0.479 ** 0.000 0.477 ** 0.000 整体工作价值观 积差相关 显著性 0.655 ** 0.000 0.614 ** 0.000 0.555 ** 0.000 0.342 ** 0.001 0.486 ** 0.000 0.652 ** 0.000 表3. 工作价值观与专业承诺的相关分析 * 表示p < 0.05(双尾) ， ** 表示p < 0.01(双尾)。 图1. 工作价值观与专业承诺的关系散布图 强弱而言，特殊教育教师整体工作价值观与其整体专业承诺两者之相关系数r = 0.652，属于中度正相关(0.41 < r < 0.70)。图1亦显示，整体工作价值观与整体专业承诺之散布图分散点呈现左下到右上的分布，显示特殊教育教师整体工作价值观与整体专业承诺两者的关系为正相关关系。
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user: 4. 讨论 本研究发现，特殊教育教师工作价值观在「自我实现」向度得分较高，原因可能在于近年澳门有特殊教育需要学生数目不停增加，社会对特殊教育教师的人资需求提高，以及政府亦对特殊教育制订相应的特殊教育政策所致(董志文，2016b；澳门新闻局，2016；澳门教育暨青年局，2016)。除着近年有特殊教育需要学生在澳门大幅增加，隔离的特殊教育、以致融合教育都需要大量的特殊教育师资，政府亦在近十年中大幅增加在特殊教育的资源投入，并加大相关师资培训。因此在中国内地、台湾完成特殊教育高等教育的澳门年青人就有很多机会将大学所学的特教知识应用在身心障碍孩子的教育上，达到学以致用，展现个人专长，同时亦能得到充足相关领域的进修机会。然而本研究亦发现，工作价值观在「健康与休闲」向度得分最低。原因可能在于特殊教育本身就不是轻松的工作，教育过程中往往需要因应有特殊教育需要学生的需求而为他们提供适性的教育，忽略了个人的娱乐时间与身心健康，本澳特殊教育教师在此情况下可能得不到良好的作息时间。因此有关方面，政府、以至社会各界可能需要加以重视。 本研究发现，特殊教育教师整体专业承诺达到3.74分，当中以「专业认同」、「乐业投入」等两个专业承诺向度的得分最高。分析有关原因，可能与近年澳门特殊教育师资质素提高有关所致，回归之前，本澳从事特殊教育的教师，大多都是从本澳普通教育的教师“转职”而来。但最近，除着本澳政府对特殊教育的重视，整个社会对残疾教育、特殊教育的认知有所提高，近年新一批的特殊教育教师的专业背景都是特殊教育系所毕业，他们在四年的高等教育培训都受到正统的特教培训。有研究显示，特殊教育系毕业的特殊教育教师，其在特殊教育的态度、理念、教学策略、课程规划、诊断、合作等各个特教专业知能均比非特教毕业的特殊教育教师为佳(张素贞，2004；赵春旺，2005)。因此当有越来越多从特教的高等教育毕业之澳门年青人从事特殊教育时，这批特殊教育教师的特教专业知能就可能会比过往的特殊教育教师为高，其对专业之认同、投入度也可能会比过往只接受普通师范培训、但又从事特殊教育的教师为好。正可能这个原因，使澳门总体特殊教育教师的专业承诺有所提高。 就本研究之发现，除了「组织安全与福利」与「研习进修」、「健康与休闲」与「专业伦理」等有关工作价值观与专业承诺的两组向度间未达显著相关外(p > 0.05)，其他包括整体工作价值观及其向度、与整体专业承诺及其向度均达到显著的相关性。这显示澳门特殊教育教师整体工作价值观及各向度，基本上与特殊教育教师整体专业承诺及各向度间具有显著相关关系，当特殊教育教师对于其自身工作价值观的程度越高时，则其专业承诺亦越正向、积极。反之，当特殊教育教师对于其自身工作价值观的程度越低时，则其专业承诺亦越负向、消极。 过往研究显示，教师之工作价值观的整体、各向度与专业承诺的整体及各向度，均呈显著正相关(郭玉津，2003)，本研究也引证了此一关系。就本研究来说，特殊教育教师整体工作价值观与专业承诺各向度而言，整体特殊教育教师工作价值观在专业承诺的「专业认同」、「留职意愿」、「乐业投入」、「专业伦理」、「研习进修」等各向度上均具有显著正相关，而在这五个向度中，在「专业认同」向度上的相关程度最高，显示整体工作价值观，与教师专业承诺的「专业认同」向度的关系最大，亦即特殊教育教师越有正确的工作价值观，就越认同自己的工作，且对个人的工作抱持越正向的信念，在教学现场所应扮演的专业角色与对教学的投入也会越趋积极。探究其原因可能为，特殊教育教师的工作价值观程度越高，表示越认同自己的工作，且认为自己所从事的工作是有价值的，所以他们认为特教工作相当重要，认为自己是有专业且乐于投入心力在特教事业上，甚至开始愿意在适当的场合介绍自己是特殊教育教师的身分，故特殊教育教师的整体工作价值观程度越高，在「专业认同」层面的表现也越明显。 本研究发现，特殊教育教师工作价值观各分向度与整体专业承诺而言，包括工作价值观的「自我实现」、「组织安全与福利」、「人际互动」、「成就声望」、「健康与休闲」等各向度均与整专业承诺具有显著正相关，可见，工作价值观各向度与整体专业承诺间均具有显著相关关系。这与沈仪方(2004)的研究基本一致。而在这五个向度中，「自我实现」向度与整专业承诺的相关程度最高，显示特殊教育教师的「自我实现」向度与整体专业承诺的关系最大。亦即是特殊教育教师在工作中越能学以致用、越能实现特殊教育的理念与专长、越能发挥其在特殊教育的自主性与进修机会等，则特殊教育教师越能对特殊教育专业领域有高度的认同感与成就感，亦会有较高程度投入，不断追求进修、研究等来提升特殊教育质量。从Maslow需求理论看，「自我实现」是最高层次的需要，是使人达到个人理想、抱负或充分的发展充实自己，以达人生至高境界(陈宗义，巫启豪，陈裕民，2015)。当个人能够自我实现而刻苦勤奋，达到自我实现的地步时，就越会感到成功的喜悦和激情(张世富，2003)。因此作为一名特殊教育教师，倘若在教育过程中较能达到「自我实现」，必然使其在特殊教育生涯里有更佳的成就感与满足感等正向态度，亦会使其更投入特殊教育的工作。所以特殊教育教师的「自我实现」越高，则其整体专业承诺的表现也越明显。 之前有研究显示，工作价值观与承诺承诺具有一定的关系(李冠仪，2000；廖琬欣，2009)。而本研究以特殊教育教师为研究对象亦显示，基本上，工作价值观与专业承诺间有显著的正相关关系，表示特殊教育教师工作价值观可能是影响教师专业承诺的重要因素之一。当特殊教育教师其自身工作价值观持有积极认同与态度时，则其专业承诺就会有较正向信念，进而发展出积极投入教学的行为倾向。至于特殊教育教师的工作价值观与专业承诺间是否具有明确的因果关系？特殊教育教师的工作价值观对其专业承诺是否具有显著的预测力？则有待之后作进一步的回归分析之量化研究。
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user: 5. 建议 5.1. 体察特殊教育教师工作价值与需求，提升特殊教育教师专业承诺 本研究发现，基本上，特殊教育教师工作价值观的整体和各向度，与特殊教育教师专业承诺的整体和各向度具有显著正相关。而特殊教育教师的工作价值观反映出特殊教育教师的内在需求与其对教职的价值感受，因此教育行政单位若能深切体察特殊教育教师的需求，制定奖励制度、鼓励教师自我成长，或提供完善的行政资源及福利制度等，将有助于特殊教育教师专业承诺的提升。因此建议教育行政单位可先从此方面着手，在可行的范围，规划更完善的工作分配、健全的工作福利、学习及交流活动等，让特殊教育教师无后顾之忧的发挥才能与施展抱负，奉献心力于教育事业，提高其对教学质量，乐意参与进修，进而提升整体的特殊教育教师专业承诺与成长的意愿。 5.2. 对特殊教育教师的贡献，给予支持与肯定 本研究发现，澳门特殊教育教师在工作价值观与专业承诺分析上达中等及中高程度，表示大多数澳门特殊教育教师对特教工作有较高的认同感及服务精神，而且专业态度也十分高。在工作价值观量表中，以「健康与休闲」向度得分最低，可能特殊教育教师面对的课堂时间较长、学生问题较复杂及跟进事项较多等所影响。因此社会各界应认同澳门特殊教育教师所作出之贡献与辛劳，加以鼓励及肯定，并在行政资源及奖励制度等多加支持，这样将会让特殊教育教师产生更高的工作价值观与专业承诺。 5.3. 建立特殊教育教师正面形象，提升特殊教育教师社会声望 本研究发现，特殊教育教师在「成就声望」向度的得分只高于「健康与休闲」向度，显示特殊教育教师同样需要「肯定」及「尊重」。研究者认为有关当局可透过教师杂志、教育团体及网络媒体等，表扬优秀特教人员、杰出特殊教育教师事迹以及特教界的故事，让特殊教育教师在社会上得到肯定及认同，令特殊教育教师感受到被尊重，使其产生存在感，提升其社会声望，有助特教专业的健康发展。
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user: 摘 要 用活性粉末浆液处理再生粗骨料，设计了两种再生骨料强化预处理工艺和三种再生骨料裹浆即时处理工艺。分别测试了由其配制的再生混凝土7d、14d、28d立方体抗压强度和28d劈裂抗拉强度。试验结果表明，工艺2优于工艺1，工艺3的抗压强度和劈裂抗拉强度均为最低，工艺4优于工艺3，5种工艺中工艺5为最优工艺。 关键词 :活性粉末，再生骨料，处理工艺，再生混凝土，抗压强度，劈裂抗拉强度，有效水胶比，名义水胶比 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 再生骨料(Recycled Aggregate，简写为RA)外部由于粘附着一层硬化的旧水泥砂浆，使得其孔隙率和吸水率明显增大，堆积密度和表观密度减小，压碎值显著增大，因此再生骨料的强度较原生骨料的强度低，一般认为由其拌制的再生混凝土(Recycled Concrete，简写为RC)性能会产生明显劣化。针对再生骨料及再生混凝土强化的研究较多 [ 1 ] ，但到目前为止还未找到一种非常令人满意的改善其性能的有效方法 [ 2 ] 。张学兵等 [ 2 ] 采用DSP浆液强化再生粗骨料，可使其压碎值降低，界面得到增强，骨料强度得到提高，但并不一定能提高用其配制的再生混凝土的强度。研究同时表明，经DSP浆液强化处理后的再生骨料表面不够粗糙，要提高再生混凝土的强度，还得想办法增加强化骨料表面的粗糙程度，以增强其与新水泥砂浆界面的粘结强度。与DSP组成相比，未掺加钢纤维的活性粉末(Reactive Powder，简写为RP)由于含有颗粒更大的石英砂，故经RP浆液处理后的再生骨料表面会更粗糙 [ 3 ] 。为了提高再生骨料和再生混凝土的性能，用活性粉末浆液包裹再生骨料经养护后制得强化骨料，再用强化骨料拌制混凝土，称为再生骨料强化预处理技术。用活性粉末浆液包裹再生骨料，随即加入水泥、水和砂拌制混凝土，称为再生骨料裹浆即时处理技术。本文拟研究这两种处理技术制备的再生混凝土的强度性能。
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user: 2. 试验原材料 1) RP材料。RP材料的组成及技术参数(质量比)见表1。 制作边长为100 mm的RP净浆(水胶比为0.2)立方体试块3组，测得其7d、21d、28d的抗压强度分别为61.5、89、98.4 MPa。 2) 再生粗骨料。生产再生粗骨料的原生混凝土来自湖南大学桥梁结构新技术实验室的桥梁构件，强度等级在C30以上，再生粗骨料最大粒径为20 mm，连续级配，其基本性能见表2。 3) 细骨料。采用湘江中砂。 4) 水泥。采用湖南韶峰南方水泥有限公司制造的南方普通硅酸盐水泥P.O 42.5。 5) 水。拌和用水采用湘潭大学自来水。
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user: 3. 试验方法 3.1. 再生骨料处理工艺 活性粉末处理再生骨料技术分为再生骨料强化预处理技术和再生骨料裹浆即时处理技术(见图1)。再生骨料强化预处理技术就是将活性粉末按照一定水胶比用水泥净浆搅拌机拌成浆液，再将浆液均匀倒在 图1. RP处理再生骨料工艺关系图 Table 1 Composition of reactive powde 水泥 硅粉 粉煤灰 减水剂 325目石英砂 20~40目石英砂 1 0.2 0.1 0.015 0.1 1.1 表1. RP的组成 Table 2 Basic performance indexes of the recycled coarse aggregat 吸水率/% 含水率/% 表观密度/(kg/m 3 ) 堆积密度/(kg/m 3 ) 压碎指标值/% 5.33 2.04 2389 1231 14.15 表2. 再生粗骨料的性能 再生骨料上一起搅拌约3 min，然后将表面粘结有RP浆液的再生骨料阴干1d，之后放入标准养护室养护10d，得到经RP强化预处理的再生骨料，最后与水泥、砂和水拌和制得再生混凝土。再生骨料强化预处理技术包括工艺1 (RC11)和工艺2(RC12)，工艺1 (见图2(a))是将骨料裹浆强化时，未将骨料预湿，发现很难裹上浆，于是加入附加用水量ΔW [ 4 ] ，这部分水根据再生骨料的吸水率与含水率之差计算得到，这才裹上浆。工艺2 (见图2(b))是先加入附加用水量ΔW，将再生骨料预湿，再裹浆。再生骨料裹浆即时处理技术是先在再生骨料表面包裹一层RP浆液，然后再加入水泥、砂和水一起搅拌得到再生混凝土。再生骨料裹浆即时处理技术包括工艺3、工艺4和工艺5。工艺3和工艺4都是先将再生骨料预湿，工艺3 (见图2(c))是先加入附加用水量ΔW，将再生骨料预湿，再裹浆。工艺4 (见图2(d))与工艺3相同，只是搅拌混凝土时加入的用水量减少了ΔW。工艺5 (见图2(e))是未将再生骨料预湿，直接将RP浆液包裹在再生骨料表面。各工艺中RP浆液水胶比均为0.2。 3.2. RP材料用量的确定 本试验按骨料表面包裹0.4 mm厚RP浆液进行计算，具体的计算过程参见文献 [ 2 ] 。 3.3. 再生混凝土配合比设计 设计混凝土强度等级为C50，水胶比为0.36，砂率为0.3，再生混凝土的配合比见表3。制作边长为100 mm的立方体试块，每组3个，分别测试7d、14d、28d立方体抗压强度和28d劈裂抗拉强度。
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user: 4. 试验结果及分析 4.1. 活性粉末强化预处理后的再生骨料性能 活性粉末强化预处理后的再生骨料及未处理再生骨料性能，见表4。 图2. 再生骨料混凝土处理工艺 由表可见，再生骨料经RP浆液强化处理后各方面性能有所改善，表现在吸水率减小，降低超过10%；表观密度和堆积密度均增大；压碎指标值明显减小，减小超过25%，表明再生骨料强度得到明显提高。 Table 3 Mix proportion of RC /kg·m− 工艺 再生粗骨料或强化骨料 G(kg) RP浆液 水 W(kg) 附加水 ΔW(kg) 水泥 C(kg) 砂 S(kg) 1、2 1217 / 175 35 486 522 3、4、5 1217 183 175 35 303 522 表3. 五种工艺的再生混凝土配合比(单位：kg/m 3 ) Table 4 Comparison of physical performance before and after strengthening recycled aggregate 骨料类型 含水率/% 吸水率/% 表观密度/(kg/m 3 ) 堆积密度/(kg/m 3 ) 压碎指标值/% RA 2.04 5.33 2389 1231 14.15 RA11 2.33 4.64 2407 1287 10.42 RA12 2.56 4.73 2409 1342 10.18 表4. 再生骨料强化前后物理性能指标比较 4.2. 活性粉末处理再生骨料配制的混凝土强度 将5种工艺的7d、14d和28d抗压强度绘在同一图中，见图3。由图可知，再生混凝土的抗压强度随着养护龄期的延长而增长。对于再生骨料强化预处理技术，工艺1、2的14d强度分别比7d增长26.75%、24.83%，28d强度分别比14d增长9.86%、7.2%。对于再生骨料裹浆即时处理技术，工艺3、4、5的14d强度分别比7d 增长28.10%、20.20%、3.8%，28d强度分别比14d 增长25.93%、7.9%、9.3%。14d相对于7d强度增长较快，28d相对于14d强度增长较慢。 将不同龄期5种工艺的抗压强度绘在同一图中，见图4。从图可见，各龄期工艺2的强度均高于工艺1，7d、14d、28d分别高8.75%、7.1%、4.5%。两工艺的唯一区别是附加用水量的施加顺序不一样，工艺2是先预湿骨料，再裹浆，工艺1是先裹浆，再加水。但工艺1由于再生骨料表面已被包裹上一层RP浆液，会影响再生骨料对水的吸收，加入的附加水ΔW会稀释包裹在再生骨料外表面的RP浆液，导致强化骨料RA11的强度低于RA12，从压碎指标值的大小也证明了这一点(见表4)。由于工艺2是先润湿骨料，RP浆液更容易包裹上去。故各龄期工艺2的强度均相应高于工艺1。各龄期工艺1和工艺2的强度均高于工艺3和工艺4，说明采用再生骨料强化预处理技术可得到较高的再生混凝土抗压强度。 在再生骨料裹浆即时处理技术中，不同龄期中均以工艺3的强度最低，这是因为工艺3的有效水胶比为0.36，工艺4和工艺5的有效水胶比均小于0.36。不同龄期工艺5的强度均高于工艺4，两工艺的名义水胶比均为0.36，有效水胶比均小于0.36。工艺5由于再生骨料表面已被包裹上一层RP浆液，会影响再生骨料对水的吸收，其吸水不能达到饱和状态，工艺5的有效水胶比会大于工艺4，但工艺5的强度却高于工艺4，原因可能是工艺4中再生骨料的周围会形成水囊，局部水胶比增大，导致再生骨料和活性粉末浆液的粘结不够牢固。而且工艺5的强度也高于工艺1和工艺2。说明工艺5也优于再生骨料强化预处理工艺。 将28d龄期5种工艺的劈裂抗拉强度绘在同一图中，见图5。 由图可见，5种工艺中工艺3的劈裂抗拉强度最低(比另外4种工艺的平均强度低了24.4%)，工艺5的强度最高(略高于另外3种工艺)，工艺1的强度略高于工艺2，工艺1和工艺2的强度均高于工艺3和工艺4。该规律和抗压强度的规律完全一致。
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user: 5. 结论 (1) 再生骨料经活性粉末浆液强化处理后各方面性能有所改善，表现在吸水率减小，降低超过10%； 图3. 5种工艺不同龄期再生混凝土抗压强度对比 图4. 不同龄期5种工艺再生混凝土抗压强度对比 表观密度和堆积密度均增大；压碎指标值明显减小，减小超过25%，再生骨料强度得到明显提高。 (2) 工艺1至工艺4的14d强度分别比7d 增长26.75%、24.83%、28.10%、20.20%，增速较大；工艺5的增长3.8%，增速较小。工艺3的28d强度比14d 增长25.93%，增速较大；工艺1、2、4、5的分别增长9.86%、7.2%、7.9%、9.3%，增速较小。14d相对于7d强度增长较快，28d相对于14d强度增长较慢。 (3) 采用再生骨料强化预处理技术可得到较高的再生混凝土抗压强度和劈裂抗拉强度，采用先预湿骨料再裹浆工艺比先裹浆再加水润湿工艺好。 图5. 5种工艺28d再生混凝土劈裂抗拉强度对比 (4) 在再生骨料裹浆即时处理技术中，不同龄期的工艺3、4、5的抗压强度和劈裂抗拉强度均是递增的，工艺5是最优工艺。用活性粉末对再生骨料进行即时处理，不需要对再生骨料进行预湿，也不需要根据再生骨料的吸水率和含水率额外增加附加用水量。
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user: 摘 要 社交网站已经成为生活中不可缺少的一部分，越来越多的研究开始考虑社交网站与人们心理健康的关系。以往的研究者已经得出被动使用社交网站会带来一系列不好的影响，比如，降低生活幸福感、降低自我认知、降低自尊、滋生嫉妒等等。本文主要从社交网站被动使用与嫉妒的关系着手，了解社交网站被动性使用和嫉妒的关系。另外，社交网站中充斥着大量的比较信息，社会比较倾向高的个体对这些信息更敏感更容易与他人比较，因此，将社会比较倾向也纳入研究模型。结果发现，社会比较倾向与嫉妒呈正相关，并且社交网站被动使用在这之间起到部分中介作用。 关键词 :社交网站被动使用，社会比较倾向，嫉妒 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着手机、平板电脑等移动设备的迅速发展，社交网站越来越渗透到人们的日常生活当中。在社交网站上，用户可以以主动使用的方式发布关于自己的文字或图片，也可以以较为被动的方式浏览他人创建的主页以获取他人信息(Lup， Trub， & Rosenthal， 2015; Verduyn et al.， 2015)。研究发现多数大学生每天花更多的时间用于浏览他人想什么以及做什么，而很少自己发布新的内容(Pempek， Yermolayeva， & Calvert， 2009)。也就是说用户，更多时候是以被动的方式使用社交网站。然而，被动浏览他人主页更容易导致用户进行上行社会比较(Jordan et al.， 2011;Vogel， Rose， Roberts， & Eckles， 2014)，产生嫉妒情绪(Chou & Edge， 2012)。 社会比较倾向和使用社交网站关系密切，研究发现，具有高社会比较倾向的人可能会越高频率地被动浏览他人主页上的信息，从而更进一步产生上行比较以及诱发后续的嫉妒情绪(Lee-Won， Shim， Joo， & Park， 2014)。研究者曾建议那些特质性嫉妒(Dispositional Envy)得分高的用户更要注意减少SNS的使用频率(Lin & Utz， 2015)。因此，在考虑社交网站的被动使用对嫉妒情绪的产生机制时，也应该将个体的社会比较倾向纳入到理论模型中。
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user: 2. 文献综述 2.1. 社会比较倾向和嫉妒 社会比较理论认为，人类存在评估自己观点和能力的动力，当外界不存在客观标准时，个体会通过和其他人比较来评估自己的观点和能力(Festinger， 1954)。社交网站作为新兴的交流工具，上面有很多别人的信息，这为社会比较提供了更多的机会，也因此导致社会比较倾向高的个体更频繁地浏览社交网站上的他人信息(Lee， 2014; Vogel， Rose， Okdie， Eckles， & Franz， 2015)。并且，由于人们在网站上总是倾向于描述自己美好的方面，将自己呈现的信息过度美化、理想化、远远超出正常的社会标准，这也使得社会比较倾向高的个体在频繁浏览他人信息的同时，不断产生上行社会比较，并进而诱发嫉妒情绪(Ellison， Heino， & Gibbs， 2006; Gonzales & Hancock， 2011)，因此可以设想，个体的社会比较倾向能够预测嫉妒。 2.2. 社交网站被动使用和嫉妒 Facebook的使用方式有两种，积极使用和消极使用：积极使用是指用户在使用过程中，与别人直接交流(例如，和别人聊天、发表状态和图片、点赞、评论、留言)，消极使用指不与别人直接交流(看别人状态更新、看别人和朋友的对话等)。以往研究在考察社交网站使用对个体的心理影响时，很少对这两种使用方式进行细分，而是以个体在社交网站上所花费的总的时间(Griffiths， 2005; Junco， 2012)，或者是以社交网站总体的使用频率为测量标准(Sagioglou & Greitemeyer， 2014; Vogel et al.， 2015)，这个可能是导致以往研究中研究结论出现不一致的重要原因。例如，有的研究发现Facebook使用会降低个体幸福感(Krasnova， Wenninger， Widjaja， & Buxmann， 2013; Tandoc， Ferrucci， & Duffy， 2015)，而有的研究者则认为社交网站的使用能够提高幸福感(Kim & Lee， 2011; Wang， Jackson， Gaskin， & Wang， 2014)。 最近的研究表明，在使用Facebook时，大多数个体都倾向于被动的方式来使用(Pempek et al.， 2009; Suzuki & Calzo， 2004)。很多研究认为长期被动使用社交网站会引起很多消极结果(Lin & Utz， 2015)，比如筋疲力尽、恼怒、愤怒、社会信息过载(Maier， Laumer， Eckhardt， & Weitzel， 2012)，以及嫉妒(Kross et al.， 2013; Muise， Christofides， & Desmarais， 2009)。社交网站被动使用对嫉妒情绪的研究是近两年来的一个研究热点，目前一系列的研究开始出现(Haferkamp & Krämer， 2011; Tandoc， Ferrucci， & Duffy， 2015; Verduyn et al.， 2015)。嫉妒(envy)是当我们和别人进行不愉快比较之后产生的情感，是不同文化不同种族个体都会产生的共同情感(Festinger， 1954)。嫉妒通常会分为良性嫉妒和不良嫉妒(Smith & Kim， 2007)，由消极使用产生的嫉妒多为不良嫉妒(Chou & Edge， 2012)。社交网站的被动使用导致用户产生嫉妒情绪的原因，可能在于社交网站上的比较信息引起的上行社会比较(上行社会比较，指的是个体与比自己优秀的人比较，社会比较理论认为，个体都具有上行比较的倾向(Festinger， 1954)。社会比较理论和后续的研究认为，当人们浏览别人的信息时，都会有意去和别人比较。社交网站上提供很多同伴发布的过度美化的信息，增加了上行社会比较的可能性。例如，有研究认为，社交网站的朋友数量、使用频率和社会比较频率呈正相关，而社会比较频率与嫉妒正相关(Lee， 2014；Sagioglou & Greitemeyer， 2014； Lin & Utz， 2015)。 2.3. 社会比较倾向和社交网站被动使用 社会比较倾向(Social Orientation)是指个体基于别人的行为关注自己(Gibbons & Buunk， 1999)，Gibbons认为社会比较倾向分数高的个体更乐意社会比较。研究证实，个体社会比较倾向和社会比较频率正相关(Buunk， Zurriaga， Gonzalez-Roma， & Subirats， 2003)。在网络行为研究领域，关于社会比较倾向和社交网站使用的研究近两年刚开始出现(Lee， 2014; Vogel et al.， 2015)。例如，Lee (2014)研究中发现社会比较倾向越高的个体使用Facebook更频繁。Vogel et al. (2015)得出类似结论，除此之外，他们还发现社会比较倾向越高的个体，在短时间的社会比较后，表现出更差的自我呈现，更低自尊以及更消极的情感平衡能力。社会补偿理论认为，像低自我呈现或者低自尊的这类社交不足的个体能够从社交网站中得到最大的益处，他们可以用新的交流机会建立人际关系，获取人际支持以及新的信息。但是令人意想不到的是，大多数个体在使用社交网站时，都倾向于被动使用(Pempek et al.， 2009)。与低社会比较倾向的个体相比，高社会比较倾向的个体对自身更不确定，他们可能更多的采用自我保护的策略避免与他人发生冲突，不仅如此，高社会比较倾向的个体使用社交网站更频繁，由此我们猜想高社会比较倾向的个体在使用社交网站时更倾向于被动使用。
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user: 3. 方法 3.1. 被试 本研究用方便取样的方法选取重庆市和安徽省4所大学共750个被试参加调查，其中存在漏答和明显错答的问卷共59份，有效问卷696份。其中男生132人(19%)，女生562人(81%)，另有两个问卷性别不明。被试平均年龄M = 19.43，标准差SD = 0.062。 3.2. 测量工具 3.2.1. 社交网站被动使用 本研究改编自Shaw， Ashley M.， Timpano， Kiara R.， Tran， Tanya B.，等人编制的Facebook Activity Measures (FAME) (2015)，共该量表由三个维度组成，包括Facebook一般性使用、Facebook使用导致关系破裂(the usage of FB following relationship dissolution)以及不同情绪状态下对Facebook使用(the usage of FB during various mood states)。本研究只采用Facebook一般性使用的一个子维度，Facebook被动使用量表，并作出一些修改。例如：将原量表中Facebook改为QQ空间。对大学生的访谈可知，使用QQ空间大部分时间是浏览熟悉的人的主页，少数时间会浏览陌生人主页，极少有人会查看陌生人照片故删掉原量表中关于浏览陌生人图片的题项；新增每天刷QQ空间的总时间和浏览好友QQ空间主页的频率。如“通常情况下，你平均每天花多长时间刷QQ空间”；“你平均多久浏览一次好友的QQ空间主页”。采用五点记分，从“从不”到“非常频繁”；问卷得分越高表示Facebook被动使用频率越高。原量表中信度系数α为在0.77~0.80，在本研究中内部一致性系数α为0.702，信度较好。 3.2.2. 社会比较倾向 采用Gibbon和Buuk编制的The Lowa-Netherlands comparison orientation measure (INCOM)，量表共11个题目，如“我总是非常关注自己和他人做事方式的区别”“如果我想知道我做的如何，我会把自己做的和其他人做的进行比较”。被试评估自己对量表中陈述的符合程度，采用五点计分，从“非常不同意”到“非常同意”。我国学者王明姬对此量表进行中文版信效度检验，内部一致性信度系数α为0.88，四周后的重测信度α为0.89，本研究中内部一致性系数α为0.748。 3.2.3. 嫉妒 采用Edson C. Tandoc Jr.， Patrick Ferrucci， Margaret Duffy编制的嫉妒量表，量表共7个题目，题目如“我经常觉得自己不如别人”、“看到他人过得很愉快让我觉得有挫败感”，量表采用五点计分的评分方式，由“非常不同意”到“有点不同意”、“说不清楚”、“有点同意”、“非常同意”。得分越高表示嫉妒情绪越强烈。内部一致性系数α为0.78，本研究中信度系数α为0.666。 3.3. 程序和数据处理 在学期中期进行正式施测，由两名心理学专业研究生使用统一问卷以班级形式团体施测。用SPSS22.0和MPLUS7.0对数据进行处理。
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user: 4. 结果 一般的描述统计表明，被试的社会比较倾向的平均值为3.214 (SD = 0.551)，社交网站被动使用的平均值为2.320 (SD = 0.543)，嫉妒的平均值为2.657 (SD = 0.590)。并且社会比较倾向、社交网站被动使用以及嫉妒三者均存在显著相关。各项相关系数见表1。 由Mplus的结果可知，模型各项参数均拟合较好，其中RMSEA为0.000，CFI/TLI为1，SRMR为0.000。社会比较倾向能显著预测社交网站被动使用(β = 0.131，p < 0.001)，社交网站被动使用能够显著预测嫉妒(β = 0.081，p < 0.05)，社会比较倾向能显著预测嫉妒(β = 0.317，p < 0.001)。由此可得，社交网站被动使用在社会比较倾向和嫉妒之间的中介效应显著。并且中介效应达到33%。各项数值见表2。