DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 结果 3.1. 一般情况 积极认知情绪调节平均(54.24 ± 9.91分)，消极认知情绪调节平均(45.31 ± 6.93分)，抑郁得分平均(44.32 ± 9.31分)。无抑郁72人(43.4%)，轻度抑郁39人(23.5%)，中度抑郁42人(25.3%)，重度抑郁7人(4.2%)。焦虑得分平均(38.43 ± 6.82分)，有焦虑61人(40.4%)。 3.2. 不同情绪状况组躯体症状障碍患者的认知情绪调节策略比较 根据抑郁自评量表及焦虑自评量表得分将被试分组，抑郁自评量表标准总分 < 60为为无抑郁或轻度抑郁，≥60分为中度抑郁或重度抑郁组；焦虑自评量表标准总分 < 50为无焦虑组，标准总分 ≥ 50为焦虑组，用独立样本t检验比较不同人群的认知情绪调节策略。结果见表1、表2。 表1显示：接受、积极重新评价、理性分析、灾难化、责难他人的调解策略在不同抑郁状态组患者中的应用情况具有统计学意义。无或轻度抑郁组患者较中度或重度抑郁组患者多选择积极重新评价的调解策略，而较少选择理性分析、灾难化、责难他人的调解策略。 Table 1 Comparing different cognitive emotion regulation strategies in patients with depression group (x ± SD 无或轻度抑郁(N-111) 中度或重度度抑郁(N = 49) t p值 自我责难 11.52 ± 2.12 11.49 ± 2.56 −0.08 >0.05 接受 10.78 ± 2.20 11.60 ± 1.94 2.93 <0.001 沉思 11.38 ± 2.46 11.40 ± 2.58 0.05 >0.05 积极重新关注 11.98 ± 2.15 12.09 ± 1.73 0.44 >0.05 重新关注计划 10.18 ± 3.07 9.76 ± 3.41 −0.85 >0.05 积极重新评价 11.65 ± 3.30 9.45 ± 3.11 −4.9 <0.001 理性分析 9.37 ± 2.27 11.12 ± 2.35 5.16 <0.001 灾难化 10.65 ± 2.31 12.18 ± 1.59 6.67 <0.001 责难他人 10.25 ± 1.73 11.70 ± 1.59 6.32 <0.001 表1. 不同抑郁状态组患者认知情绪调节策略比较(x ± SD) Table 2 Comparing different cognitive emotion regulation strategies in patients with anxiety state group (x ± SD 无焦虑组 有焦虑组 t p值 自我责难 11.44 ± 2.26 14.00 ± 0.13 152.54 <0.001 接受 11.14 ± 2.12 8.00 ± 0.23 −105.75 <0.001 沉思 11.29 ± 2.46 15.00 ± 0.21 136.85 <0.001 积极重新关注 12.04 ± 2.03 11.00 ± 0.11 −7.32 <0.001 重新关注计划 10.18 ± 3.07 14.00 ± 0.33 89.67 <0.001 积极重新评价 11.07 ± 3.24 4.00 ± 0.23 −238.1 <0.001 理性分析 10.07 ± 2.38 6.00 ± 0.15 −210.17 <0.001 灾难化 10.00 ± 0.32 11.69 ± 2.01 6.51 <0.001 责难他人 10.67 ± 1.76 14.00 ± 0.20 128.97 <0.001 表2. 不同焦虑状态组患者认知情绪调节策略比较(x ± SD) 表2显示：自我责难、接受、沉思、积极重新关注、重新关注计划、积极重新评价、理性分析、灾难化、责难他人的调节策略在不同焦虑状态组患者中的应用情况具有统计学意义。有焦虑组患者更多选择自我责难、沉思、重新关注计划、灾难化、责难他人调节策略。 3.3. 患者认知情绪调节得分与抑郁、焦虑、躯体化症状相关分析 以积极认知情绪调节、消极认知情绪调节、认知情绪调节的九个量表分别与抑郁、焦虑、躯体化症状进行Pearson相关分析。结果显示：患者抑郁与重新关注计划、理性分析、灾难化、责难他人显著正相关，与积极重新评价显著负相关。焦虑与重新关注计划、灾难化、责难他人呈正相关，与积极重新关注、积极重新评价呈负相关。见表3。 3.4. 患者认知情绪调节对抑郁、焦虑、躯体化症状的回归分析 分别以抑郁、焦虑、躯体症状为因变量，以认知情绪调节问卷的九个分量表为自变量，进行多元线性回归分析，结果显示灾难化、积极重新评价、积极重新关注、理性分析、自我责难是能够预测抑郁的主要变量。灾难化、积极重新评价、积极重新关注、理性分析、积极关注计划、接受是能够预测焦虑的主要变量，自我责难、接受、积极重新评价、灾难化、问题解决是预测躯体化症状的主要变量。认知情绪调节因子分别可以解释抑郁、焦虑、躯体化症状总变异量的69.2%，54.4%，43.4%。积极重新关注、理性分析、自我责难加重抑郁，积极重新评价、灾难化可能减轻抑郁。自我责难、接受、重新关注计划、灾难化可加重焦虑，积极重新评价、理性分析可减轻焦虑，自我责难、接受、躯体化可能使患者更可能出现躯体化症状。见表4。 分别以抑郁、焦虑、躯体化症状为因变量，以积极认知情绪调节和消极认知调节为自变量，进行多元线性回归分析，结果表明积极与消极认知情绪调节可从正反两个方面影响患者焦虑。躯体化症状主要受消极认知情绪调节的影响。见表5。
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user: 摘 要 选择银行间质押式回购利率为货币市场代表性利率，以常备借贷便利为走廊上限做中国利率走廊模拟，结果表明，目前只有隔夜和7天品种的利率走廊效果明显。借助泰勒规则，对隔夜、7天、1个月、3个月、6个月五个期限品种的银行间质押式回购利率进行检验，结果显示，五种期限品种的质押式回购利率都满足泰勒规则。这说明，以质押式回购利率为标志的中国货币市场利率具有较高程度的可预估性；质押式回购利率可以作为中国利率走廊的目标利率；经过进一步持续的跟踪、模拟，可以形成中国利率走廊上限模型，并将之付诸市场实践。 关键词 :利率走廊，回购利率，泰勒规则 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 20世纪90年代以来，经济学家和许多国家的中央银行注意到，通过调控货币供应量来缓解经济短期波动的有效性越来越低，因而逐渐转向将价格稳定确立为货币政策主要的目标，货币政策逐渐由数量型调控为主转向价格型调控为主。在这一时期，许多发达国家通过采用利率走廊机制，货币政策的中介目标实现了从货币供应量向利率的转变。1985年，德国率先采用利率走廊机制来调控市场利率，之后，欧洲央行、加拿大、新西兰、澳大利亚也开始借鉴和运用这一机制。这些国家成功的经验给各国以启示，构建利率走廊的做法受到越来越多国家中央银行的重视。 在中国，随着利率市场化和汇率形成机制改革的深入推进，货币市场上短期利率的波动日益剧烈，从实践来看，央行单一的公开市场操作似乎难以达到稳定短期市场利率的要求；而短期利率的过度剧烈波动，对于形成市场普遍认可的利率曲线是不利的，这进而影响到全社会认可的基准利率体系的形成和使用。有鉴于此，中国吸收国际经验，引入利率走廊，促使短期市场利率相对地稳定下来，这对于逐渐形成以市场为基础、简洁有效的利率体系，防范金融风险有着重要的意义。 在货币政策的执行操作中，利率走廊的原理是：央行向商业银行提供一个存款便利和一个贷款便利，并通过适当的以市场为基础的操作，将货币市场的利率引导控制在央行的目标利率附近。目前，关于利率走廊的研究主要在三个方面：一是侧重分析商业银行准备金与利率走廊机制的关系，二是研究利率走廊机制与公开市场操作的内在联系，三是探索解决利率走廊实际操作的相关问题。 中国国内的有关研究中，关于利率走廊在中国的具体操作与适用性占很大比例 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] 。贾德奎、胡海鸥(2004)较早注意到西方国家利率政策方式的转变，提出中国有必要设置利率走廊来影响商业银行的储备，引导市场利率向目标利率靠近 [ 6 ] 。方先明(2015)从商业银行利润最大化的角度，研究了利率走廊的运行条件和机制，认为：完善的制度安排、商业银行的市场主体地位、充分竞争的市场、高效的实时清算系统等，是利率走廊系统发挥作用的基础条件。巴曙松、尚航飞(2015)研究了本轮金融危机前后各国利率走廊机制的发展 [ 7 ] 。 在吸收主要国家利率走廊实践经验的基础上，我们试图从中国的政策利率和货币市场利率出发，模拟出中国的利率走廊，并且运用泰勒规则构建OLS和GMM模型，对利率走廊的区间和目标利率进行实证分析，从而为中国构建利率走廊提供参考。
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user: 2. 中国货币市场利率的波动和调节工具 进入新世纪以来，中国货币市场利率经历了从比较平稳到波动剧烈的演变。大体上，从1999年到2008年发生全球性金融危机之前，货币市场利率一直处于比较平稳的状态(参见图1)。从2011年开始，短期利率开始出现频繁的剧烈波动，钱荒不断，市场流动性常会出现紧张，导致利率飙升。究其原因，是在利率市场化背景下，金融机构超额存款准备金率发生了趋势性的变动(图2)。从2001年到2007年，各金融机构进行信贷扩张，超额存款准备金率从8%快速降到了3%，2008年金融危机开始时，金融机构的超额存款准备金率已降低至2%。此后，从2010年到2015年，超额存款准备金率基本维持在2%附近。金融机构将绝大部分资金贷放出去，自有准备金不足，市场流动性自然处于紧张状态。在这个时期，央行的价格型调控工具主要为存贷款基准利率，数量型调控工具主要为公开市场操作。央行调节市场流动性的数量型工具比较少，且对已有工具的运用的频率也不高，公开市场操作的频率为约每周操作一次。 图1. 银行间质押式回购利率走势 图2. 金融机构超额存款准备金率 2013年初，央行在公开市场操作之外，创立短期流动性调节工具(Short-term Liquidity Operations， SLO)，期限为1~7天；和常备借贷便利(Standing Lending Facility， SLF)，期限为1~3个月。后来，又将SLO归并到SLF，常备借贷便利常规品种改为隔夜、7天、1个月三个期限，央行并按月公布常备借贷便利的开展情况。2013年6月和12月，市场两次出现钱荒，央行使用了常备借贷便利这一手段来调节市场的流动性。2014年9月，央行又新设了中期借贷便利(Medium-term Lending Facility， MLF)工具，期限为3~6个月，不久又根据市场需求，增加了1年期品种。与此同时，利率市场化向纵深推进：2013年7月，央行宣布取消贷款利率的下限；2015年10月，央行放开了存款利率的上限。 2015年11月，中国人民银行提出，探索以常备借贷便利来发挥利率走廊上限的作用。央行在2016年第一季度的货币政策执行报告中，明确提出建立公开市场每日操作常态化机制，稳定市场预期，提高央行释放利率信号的强度。同时，也从2016年1月开始，将仅在2013年钱荒中短暂使用过的常备借贷便利工具，运用作为常规操作工具。这样，央行在2013年初到2016年初三年的时间内，就进一步完善形成了货币市场调节的组合工具：公开市场操作(初期以短期流动性调节工具作为补充)，常备借贷便利，中期借贷便利。通过运用这些工具，央行的短期政策利率操作逐渐呈现出以下特征：1) 期限缩短，隔夜、7天和1个月的交易操作居多；2) 操作频繁，建立了公开市场每日操作的常态化机制并公布操作结果；3) 释放了公开市场操作的压力，由单一的公开市场操作，转向公开市场操作+常备借贷便利 + 中期借贷便利，多种工具组合使用，以市场为基础，协同调节货币市场的流动性。 目前，在央行运用组合化工具的调节下，中国的利率走廊机制已现端倪： l 常备借贷便利利率充当利率走廊的上限； l 首先力图通过每日常态化的公开市场操作，将市场利率稳定在目标利率附近； l 当市场流动性生变时，启动SLF或SLF + MLF，熨平市场短期利率波动；并以市场为基础，调整目标利率和利率走廊的上限。
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user: 3. 利率走廊模拟 国际经验显示，在构建利率走廊的初期，在仅有走廊上限没有走廊下限的情况下，利率走廊也能发挥作用。大多数设置了利率走廊下限的国家，一般是以超额准备金利率为下限，因此，本文也先选定超额准备金利率为中国利率走廊的下限。央行业已提出，探索常备借贷便利作为利率走廊上限的作用，由此可见，常备借贷便利最有可能成为中国利率走廊的上限。此外，虽然Shibor和银行间质押式回购利率都是中国的基准利率，但基于短端回购利率的交易量远远大于基于短端Shibor的交易量，故目前看来，银行间质押回购利率也可以考虑作为中国利率走廊的目标利率。央行在2016年第三季度政策报告中指出，存款类机构7天质押式回购利率(DR007)能够更好地反应银行体系流动性松紧状况，对于培养市场基准利率有积极的作用。由于常备借贷便利目前操作的对象仅为存款类金融机构，因此本文在做利率走廊模拟时，同时考虑常备借贷便利、银行间质押回购利率两种利率。 如图3所示，在2015年11月20日，央行将隔夜、7天的常备借贷便利利率分别调整为2.75%、3.25%，缩窄了利率走廊的区间。在这之后，常备借贷便利才真正发挥了利率走廊上限的作用。因此，我们以2015年11月20日为界，选取2015年11月20日到2017年2月底的数据，计算出短期回购利率的变异系数，与2015年11月20日之前期限的市场利率作对比，来考察中国的利率走廊是否发挥出了调节短期利率波动的作用。以2015年11月20日为界，隔夜品种利率的变异系数由0.325降为0.088，7天品种利率的变异系数由0.296降为0.115。2016年1月引入1个月期限的常备借贷便利后，期限为1个月的利率的变异系数由0.312降为0.202。由此可见，利率走廊在稳定短期市场利率波动方面，发挥了显著的作用。目前，常备借贷便利共有隔夜、7天和1个月三种品种，我们将对这三个期限一一进行利率走廊模拟，以观察 图3. 中国的利率走廊：隔夜 哪一个品种的走廊效果更佳。2016年1月之前，中期借贷便利中有期限为1个月的品种，1月份央行新增1个月的常备借贷便利之后，中期借贷便利事实上只剩下3个月、6个月和1年三种期限，央行在常备借贷便利和中期借贷便利之间做了一个期限品种的调整。因此，在模拟期限为1个月品种的利率走廊时，前期它属于中期借贷便利的品种，后期它改属于常备借贷便利。 从图(如图3~7)中可以看到，从2014年年底直到2016年年末，隔夜品种和7天品种的利率走廊相对比较稳定，少有市场利率突破上限的时候。2017年1月底，隔夜、7天、1个月三种期限的银行间质押式回购利率接连突破SLF利率形成的利率走廊上限，但同时存款类金融机构的质押回购利率并未突破上限。2017年2月3日，央行立即做出反应，将隔夜、7天、1个月的利率分别调整为3.1%、3.35%、3.7%。 从市场利率走势与SLF利率之间的关系，可以观测到央行构建利率走廊的意图和探索性地操作，央行与市场利率的互动跃然纸上。不过，不同品种利率走廊模拟的结果相差较大：1个月以下期限的短期市场利率，基本在对应常备借贷便利品种利率之下运行，常备借贷便利的利率走廊效果显著；1个月期限的市场利率，在2016年底起持续突破1个月期限的SLF利率，SLF的走廊效果消失；而3个月和6个月的中期借贷便利没能发挥出利率走廊上限的作用。究其原因，可能是：其一，中国的公开市场操作主要集中在1个月期限以内的品种；其二，中长端SLF的利率定得过低，偏离市场利率较多。或许，央行尚在摸索如何确定期限较长的常备借贷便利与中期借贷便利的利率？这也是下文要讨论的重点。
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user: 摘 要 通过眼动技术观察汉语阅读者在读音判断任务中对形声字声符和义符的注意规律，旨在探讨声符注意优势是否会受声符位置和声旁一致性高低的影响。结果发现：1) 一致性和结构的交互作用会导致声符注意优势的差异，在左形右声结构中，高一致字和低一致字的识别模式基本相同，声符注意优势明显；2) 在上形下声结构中，高一致字的声符注意优势会比低一致字更强；在左声右形结构和上声下形结构中，低一致字的声符注意优势会比高一致字更强。3) 推测大家族的抑制作用、义符携音性、汉字结构熟悉度、读音判断任务等可能成为声符注意优势产生差异的原因。 关键词 :形声字，声旁一致性，声符位置，义符 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 在阅读过程中，人们如何利用视觉输入从心理词典中提取字词的语音和语义信息？文字内部的构成成分所对应的语义或语音信息在这一加工中如何起作用？这些问题一直是心理语言学探究的热点问题(舒华，周晓林，武宁宁，2000)。与拼音文字中字母和读音有较为系统的形–音对应不同，汉字的字形和语音之间的对应关系相对较弱(周晓林，曲延轩，庄捷，2003；丁玉珑，高定国，冯聪，饶恒毅，曲折，2012)。汉字中不存在拼音文字中所界定的形–音对应规则，但汉字中存在一类可以以形示音的结构——形声结构。形声字数量巨大，约占汉字总数的90%，根据部件功能，形声字分为声符和义符两个部分，义符表示形声字本义所属的类别，声符表示形声字的读音。但是，义符表义、声符表音只是造字之初的状态。随着语音的演变，有些声符表整字语音的程度发生了弱化。根据胡韧奋等(2013)的统计，在现代汉语2305个标准形声字 1 中，声符与整字的声、韵、调完全一致的形声字仅占32.49%，有13.64%的形声字的声符已经基本不具备标音作用。 “形声字的读音提取可能受到字层次以下的语音线索(如‘声符’)的影响，也可能受到邻近字读音的影响，产生一致性效应”(彭聃龄，2004)。具有同一声符的形声字集合组成一个声旁家族，如“碗、剜、腕、惋、豌”同属“宛”家族。声旁一致性是指同声旁家族的语音相似程度，读音较单一的家族是一致字家族，如“夫”声符的字，全部念“fu”，无一例外；读音种类较多的家族是不一致字家族，如“台”声符的字，有“tai、zhi、yi、shi”等8种读法。一致性效应是指一致字比不一致字读音更快，错误率更低(舒华，张厚粲，1987；Hsu， Tsai， Lee， & Tzeng， 2009)。但是随着声符表音度的弱化，读音较单一的家族开始减少，根据家族中同一读音汉字数量和同声符汉字总数的比率，可以将同一声旁家族的汉字分为高一致字和低一致字，如“交”声旁家族，高一致成员有“较、郊、胶、姣、绞、饺、茭、跤、铰、佼、校、狡、皎、鲛、峧、蛟、筊”，低一致成员有“效、効”和“咬”。赵婧等(2011)发现，汉字的一致性越高，阅读者的反应时越短，错误率越低。但一致性效应会受到家族大小的影响，在大家族条件下更显著(Bi & Weng， 2008；赵婧，毕鸿燕，王艳梅，2011)；也会受字频的影响，高频字的识别更依赖一致性意识(Lin & Collins， 2012)。 前人关于声旁一致性的研究数量不多，且实验材料大多是左形右声的汉字，其结果更多反映了左形右声形声字的识别模式，迄今声旁一致性与声符位置的交互作用还鲜有人关注。据李燕等(1992)统计，左形右声字占形声字总数的67.39%，左声右形字占6.46%，上形下声字占10.50%，上声下形字占7%，可见形声字的结构类型是不平衡的。利用眼动技术，张积家等(2014)探究了左形右声和左声右形两种结构形声字的识别模式，在两种结构中都发现了声符注意优势，而且这种注意优势在形声字数量占优的左形右声结构上更加明显。材料选取上，该实验尽量选取整字读音与声符读音声、韵都相同的规则字，但没有考虑汉字材料的一致性水平。 综上，本研究使用眼动技术拟解决一个问题：声符注意优势是否会受声符位置和声旁一致性高低的影响？根据前人的研究，可以假设左形右声字的声符注意优势比左声右形字强，上形下声字的声符注意优势比上声下形字强，在所有结构中高一致字的声符注意优势都比低一致字更强。
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user: 2. 方法 2.1. 目的 探讨左形右声、左声右形、上形下声、上声下形四类结构的形声字在高与低两种一致性水平下的识别模式和眼动机制。 2.2. 实验设计 采取2声旁一致性(高一致、低一致) × 4结构(左形右声、左声右形、上形下声、上声下形)混合设计。 2.3. 材料 从周有光《汉字声旁读音便查》(1980)中筛选出116个测试字，使用如下公式计算一致性： 实验材料符合下列标准： 1) 声符可独立成字； 2) 声旁家族大小相近，平均构字数15； 3) 88%属于现代汉语常用字(国家语言文字工作委员会汉字处，1988)，根据国家语委现代汉语平衡语料库计算平均字频0.18%； 4) 平均笔画数为10； 5) 左形右声、左声右形 2 、上形下声、上声下形，各15对； 6) 方差分析显示，八个水平组的汉字在构字数、字频、笔画数上差异不显著。每组字内高低一致性独立样本t检验差异显著t 1 (57) = 11.65，p < 0.001；t 2 (57) = 25.36，p < 0.001 (见表1)。 将测试字统一做成白底黑字、大小为450 × 450像素的图片，字体为黑体。为测试字录制读音，多音字选取常用读音。同时制作了116个读音错误(声、韵、调均与目标汉字不同)的填充材料。 2.4. 对象 30名母语为汉语的研究生，男女各15名，年龄23~27岁，视力或矫正视力正常，普通话标准，均 Table 1 Evaluation of phonetic consistency in Chinese character 左右结构 上下结构 高一致性 低一致性 高一致性 低一致性 0.60 (0.22) 0.10 (0.07) 0.51 (0.18) 0.09 (0.06) 表1. 汉字材料声旁一致性评定 注：括号中为标准差，下同。 为右利手。实验结束后赠送小礼物。 2.5. 实验仪器 采用加拿大SR Research Ltd开发的Eye link 1000，一台19英寸的微机屏幕显示实验材料，分辨率为1024 × 768像素，另一台计算机记录眼动。数据采样率为1000次/秒，被试眼睛的注视和运动通过显示屏前的红外摄像机输入计算机。被试用双眼观察刺激，统一记录右眼数据。显示器屏幕与被试眼睛的距离约为80 cm，屏幕的刷新率为150 Hz。 2.6. 实验程序 被试在正式实验前先进行预实验，使其熟悉实验操作，适应按键。预实验的刺激材料是8个高频形声字(含左右、上下两种结构)。 正式实验时，要求被试坐在指定位置，佩戴耳机，将下颌放在下颌托上并将前额紧贴前方。开始前，进行三点校准以保证眼动轨迹记录的精确性，校准成功后，方可进入正式实验。 用E-Prime软件编制刺激呈现程序。实验时屏幕中央先呈现100毫秒的注视点“+”，接着后台播放读音，此时“+”不消失，1000毫秒后“+”消失，目标汉字出现，要求被试判断之前播放的读音是否与目标字相符，相符按f键，否则按j键。判断完毕后，呈现1000毫秒空屏，再进入下一个测试。汉字最长呈现3000毫秒。232个汉字(读音正、误各一半)随机呈现。眼动仪自动记录被试的眼运动情况，后台自动保存反应时和正确率，实验流程见图1。
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user: 5. 结论 1) 汉语阅读者对部件空间位置的注意加工优势受到声符位置的调节，即存在声符注意优势，当汉字符合“左侧释义，右侧释音”或“上侧释义，下侧释音”的位置-功能联结时，声符注意优势更明显。 2) 一致性和结构的交互作用会导致声符注意优势的差异，在左形右声结构中，高一致字和低一致字的识别模式基本相同，声符注意优势明显；在上形下声结构中，高一致字的声符注意优势会比低一致字更强；在左声右形结构和上声下形结构中，低一致字的声符注意优势会比高一致字更强。 3) 大家族的抑制作用、义符携音性、汉字结构熟悉度、读音判断任务等可能成为声符注意优势产生差异的原因。
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user: 摘 要 通过运用一类含参数的G展开法对RLW-Burgers方程进行了研究，求得了该方程的多种函数形式的新显式行波解。事实证明，此类含参数的G展开法不仅可以得到非线性偏微分方程的精确解，而且由于所含参数的任意性，可以得到非线性偏微分方程更多类型的显式行波解。 关键词 :RLW-Burgers方程，显式行波解，参数，G展开法 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 求解非线性偏微分方程，尤其是求得非线性偏微分方程的精确解是当前非线性问题研究的关键。近年来，已经出现了许多求解非线性偏微分方程精确解的方法，例如Backlund变换法、Jacobi椭圆函数展开法、tanh函数展开法、变量分离法、首次积分法等等。近期，由文献 [ 1 ] 提出的 展开法，是通过假设非线性偏微分方程的解可以由一类线性常微分方程的解来表示的一种简单有效的求解非线性偏微分方程显式行波解的方法。 考虑可以描述河渠中水波表面传播性态的RLW-Burgers方程 (1) 其中 。文献 [ 2 ] 和文献 [ 3 ] 研究了该方程行波解的存在性及行波解的性质；文献 [ 4 ] 得到了该方程的振荡激波解；文献 [ 5 ] 通过未知函数的变换及待定系数法得到了方程的显式行波解；文献 [ 6 ] 研究了该方程的古典对称和势对称，并利用推广的Tanh函数法和Lie变换群得到了该方程的一系列精确解。 本文借由 展开法的基本思想 [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] ，构造了一类含参数的 展开法，即假设非线 性偏微分方程的解具有 的多项式的形式，其中 为任意不等的自由参数， 是由一类非线 性的常微分方程的显式行波解得到。运用此类展开法，得到了RLW-Burgers方程的多种函数形式的新显式行波解。
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user: 2. 含参数的G展开法 将非线性偏微分方程 (2) 作行波变换，令 ， ，则上式化为常微分方程 (3) 设方程(2)的解为 (4) 其中 为自由参数， 为待定的常数，通过齐次平衡法可以确定参数 ；并且要求其中的 满足一类非线性的常微分方程 (5) 这里 为任意的常数。 对于方程(5)式，通过借助符号计算软件Mathematica，我们得到了其以下几种情况下的解： ① 当 且 时，方程(5)的解为 (6) 这里 为积分常数。 ② 当 且 时，方程(5)的解为 (7) 这里 为积分常数。 ③ 当 且 时，方程(5)的解为 (8) 这里 为积分常数。 ④ 当 且 时，方程(5)的解为 (9) 这里 为积分常数。 ⑤ 当 且 时，方程(5)的解为 (10) 这里 为积分常数。
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user: 3. RLW-Burgers方程的新显式行波解 设方程(1)有行波解 ，其中 是一非零常数，从而方程(1)化为 对其两边进行积分，并取积分常数为零，可得 (11) 设方程(1)的解为 ，且 满足方程 这里 为任意常数。利用齐次平衡法，有 ，可得 ，则方程(1)的解表示为 (12) 由上式可以求得 的各阶导数，再结合方程(5)式，我们得到， 将上面的 及 分别代入(11)式，合并 的同幂次项，并令其各次幂的系数为零，我们得到 : : : : : 由此我们得到了关于 的代数方程组，通过借助符号计算软件 ，可得 这里 。将上面得到的 代入(12)式，并结合方程(5)式的解 ，我们得到了方程(1)式的下列显式行波解： ① 当 且 时， ，由(6)式，可得方程(1)的解为 此为方程的三角函数形式的解。 ② 当 ， 且 时， ，由(7)式，可得方程(1)的解为 此为方程的双曲函数形式的解。 ③ 当 且 时， ，由(8)式，可得方程(1)的解为 此为方程的有理函数形式的解。 ④ 当 且 时， ，由(9)式，可得方程(1)的解为 此为方程的指数函数形式的解。 ⑤ 当 且 时， ，由(10)式，可得方程(1)的解为 此为方程的另一有理函数形式的解。
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user: 4. 总结 本文构造了一类含有自由参数 的 形式的展开法，并用其对RLW-Burgers方程进行 了求解，得到了该方程的三角函数形式、双曲函数形式、指数函数形式和有理函数形式的新显式行波解。由此可见，此类含参数的G展开法不仅是求解非线性偏微分方程的有效方法，而且对于可以自由选取的参数，我们可以得到非线性偏微分方程更多类型的显式精确解。
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user: 摘 要 近些年由于人们长期处于致胖环境当中，超重与肥胖成为全球化的健康问题，研究者们开始探究可能导致肥胖的因素并寻找能够解决这一健康问题的方法。已有研究指出，过度饮食及饮食不均衡是导致肥胖与超重的最直接因素，而认知加工过程特别是对食物线索的注意偏向可能是影响饮食行为的因素之一。本文首先综合了已有的包括对超重或肥胖人群、限制性饮食者以及饮食失调患者注意偏向的部分研究，探讨不同饮食行为与注意偏向之间的关系；其次，基于已有研究采用的注意偏向的研究方法不尽相同，而不同的研究方法得到的结果也存在差异，将部分较常见的研究方法整合并对比；最后，以往的研究发现可以通过改变个体的注意偏向的方式改善其饮食行为，本文将注意偏向训练的已有研究进行了汇总与比较。 关键词 :肥胖，注意偏向，注意偏向训练 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 在过去的三十年里，全球的超重和肥胖发生率增加了一倍，35%的成年人属于超重，而肥胖的成年人约占11% (World Health Organization， 2015)。导致这种健康问题的主要原因之一是不健康的饮食行为，即能量摄入的不均衡以及过多的能量摄入，特别是较多的摄入脂肪、糖以及盐。一些研究者认为这种能量摄入问题可能来自于基因与环境的交互作用，或受到态度、信念、信息、习惯、文化背景以及环境等许多因素的影响(Doolan， Breslin， Hanna， & Gallagher， 2015)。在这其中一个重要的因素是现存的一种“致胖的”环境，即人们处于一种触手可及美味、高能量食物的环境中，频繁地暴露于这种“致胖的”视觉环境下，例如现在随处可见的有关食物的视频、广告，这种长期高频地暴露于食物相关的线索下就可能会导致人们在饮食行为、食物选择及能量摄入上的改变(Havermans， 2013)。产生这一结果的原因可能是对环境中的食物线索的注意偏向这一认知加工过程(MacLeod & Matthews， 2012， Polivy et al.， 2008)，因此，研究者们针对不同个体的注意偏向做了大量的研究。 由于个体对高能量食物的注意偏向可能是造成不健康饮食行为的原因之一，为改变这种现状，一些研究者试图从改变人们的注意偏向的方式，通过有意的训练个体的注意方向提高或者降低人们对于特定食物的注意从而改善其饮食行为。本文旨在于综合一些已有的关于注意偏向以及训练的文献，以期在这一方面对未来的研究提供启示。
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user: 3. 注意偏向相关理论 3.1. 动机敏化理论 从神经影像学的研究可以得知，大脑的奖赏系统(reward system)在饮食成瘾和肥胖的病因和保持上起到非常相似的重要作用，研究者发现动机敏化理论可以用于解释这一关系。动机敏化(incentive sensitisation)理论是由Robinson等人提出的一种关于成瘾与渴望的理论，该理论提出中脑缘多巴胺奖赏系统(特别是腹侧被盖区、腹侧纹状体及伏隔核)的敏化可以作用于提高环境当中与奖赏相关线索的显著性，使得它们更加“瞩目”(“attention-grabbing”)，从而提升了对奖赏物质的渴望和摄入量。根据动机敏化理论，在现今的致胖环境下，个体频繁地暴露于食物线索能够使其中脑缘多巴胺奖赏系统敏感化，食物线索对于具有敏感化的个体的吸引力提高更加容易获得个体的注意，个体对于食物的渴望也随之升高，并影响个体的饮食行为和习惯，最终导致其体重难以维持在健康水平甚至超重或肥胖(Robinson and Berridge， 1993)。 3.2. 双加工模型 双加工模型(Dual-process models)指的是，个体的行为是受到两种不同的信息加工系统共同控制的，包括自动化奖赏加工和抑制控制加工。自动化奖赏加工是一种快速的、内隐的、需要较少努力自下而上的对于相关刺激的反应，比如对于非健康食物，做出的包括情感的(例如：态度、偏好)和动机的(例如：关注、接近)反应；相反，抑制控制加工是一种较慢的、外显的、需要一定努力自上而下的在个体的个人目的及标准(例如：健康、体重减轻)的基础上有意识做的决定。这两种加工系统产生的是两种对立的信号，在两种加工系统的共同作用下产生的结果由二者的强度决定。根据双加工理论，我们可以认为行为是由自动化加工引出并有控制加工进行管理的，那么在饮食方面，不健康食物线索可能引发出一种两个系统，即奖赏系统对于不健康食物的驱动作用与抑制控制系统为维持健康体重所发挥的控制作用之间的对立关系，这种对立关系对行为结果的影响就是由二者的强度决定的。拥有较强的对食物的奖励应答以及较低水平对食物的自我控制的个体，他们更加容易过度饮食及超重；而拥有较强自控水平及较弱奖励应答的个体就比较容易控制和维持健康的体(Strack and Deutsch， 2004)。
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user: 4. 注意偏向的研究方法 食物注意偏向的相关研究得到的结果到目前并没有完全统一，可能受到应用何种研究方法、采用的刺激类型、刺激呈现时间以及研究目的等多种因素的影响研究方法，这里主要讨论采用不同的研究方法可能导致研究结果不同的问题。大部分研究在一次研究中只采用一种方法，但是也有研究在一次实验中用多种方法测量同一被试群体的注意偏向得到不同的结果(Nijs， Franken et al.， 2010)。注意偏向的研究方法以行为上的方法为主，主要包括直接测量与间接测量两种。 4.1. 注意偏向的直接研究方法 眼动研究 近年来，研究者们开始采用眼动技术这种直接的注意偏向测量方式来克服Stroop食物变式与视觉探测测验的不足，眼动技术能够在被试进行注意测验的同时记录其视线移动路线以及视觉注视点，能够弥补视觉探测测验只能测某一时间点的注意偏向这一缺陷。 将眼动与视觉探测测验结合起来往往得到与只采用视觉探测测验不同的结果，Castellanos等人的眼动结果表明，正常体重与肥胖个体对食物线索的初始指向注意偏向与注意偏向的维持都较强，而只采用VPT时，肥胖个体的食物线索偏向比正常个体更强(Castellanos， Charboneau et al.， 2009)。 4.2. 注意偏向的间接研究方法 4.2.1. Stroop测验的食物变式 Stroop测验的食物变式是由经典的Stroop范式转变得到的，将原本的颜色词改为食物相关词与无关词，被试需要报告词汇的颜色，以反应时作为衡量指标。较慢的反应时表示受到词义的影响较大，但是部分个体会试图通过将注意力从刺激上转移的方式来控制渴望的感受，这可能会导致反应时增长影响结果，因此采用这种测验方法的研究比较少。 Nijs等人采用高能量的食物词汇为材料，得到的结果显示正常体重与肥胖的个体在对食物刺激的加工方面不存在显著的差异(Nijs， Franken et al.， 2010)。由于被试为控制自身对食物的渴望而试图将注意力从食物刺激上转移也可能是导致反应时变长的原因之一，所以这种测验方式得到的结果并不准确。另外，被试在实验过程中频繁地暴露在食物线索下，生态效度比较低(Doolan， Breslin et al.， 2015)。 4.2.2. 视觉探测测验 基于Stroop测验的食物范式存在一些局限，更多的研究采用另一种间接研究方法——视觉探测测验(VPT)。在视觉探测测验中，将一个食物相关刺激与一个控制刺激同时呈现，一段时间后刺激消失接下来呈现一个探测点，被试需要尽可能快地对探测点的位置做出判断(左或右)，对在食物刺激之后出现的探测点反应时短表示个体是将注意力集中在食物刺激上。可以通过调整刺激呈现的时间来测量初始注意与注意维持，较短的刺激呈现时间测初始注意的指向，较长的刺激呈现时间测注意维持的指向。 Nijs等人分别用100 ms和500 ms的刺激呈现时间测被试的注意偏向，发现在刺激呈现时间为100 ms时，无论是正常体重被试还是超重或肥胖被试都将注意指向食物刺激，特别是在饥饿条件下；当刺激呈现时间为500 ms时，正常体重的被试指向食物刺激的注意比肥胖或超重被试更强。由此可以得出，饥饿条件下个体更加容易在注意的初始阶段偏向食物线索，而在注意偏向的维持方面，肥胖个体可能会将初始集中在食物线索上的注意转移(Nijs， Franken et al.， 2010)。另外有研究发现刺激呈现时间为2000 ms时，肥胖或超重被试对食物线索的注意偏向要比正常体重被试更强(Werthmann， Roefs et al.， 2011)。 视觉探测测验虽然是更常用的注意偏向研究方法，但仍存在局限，由于个体的注意在一段时间内可能出现来回多次的转移，而视觉探测测验只能探测在某一个时间点上个体对刺激的注意偏向，视觉探测测验并不能准确测得个体在一段时间内的视觉偏向，因此采用这种方法测得持续性注意偏向的代表性还不够。
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user: 5. 注意偏向的训练 注意偏向训练或改变通常是通过操纵视觉探测任务中的探测点的呈现位置来完成，即探测点的呈现位置全部(或大多数)与食物刺激的位置相符(使注意集中到食物线索上)，或探测点完全(或大多数)呈现在与食物刺激相反的位置上(从而是注意从食物线索上转移)，从而提高或降低个体对不健康(或高能量)食物的摄入以及通过训练改善个体的饮食行为(提高对健康食物的摄入量)。 注意偏向训练对饮食行为产生影响的比较有代表性的是Kemps等人进行的一系列的研究，其中他们主要进行的两个实验研究，都是采用视觉探测测验进行训练。研究者首先采用巧克力作为食物线索进行了一个注意偏向的训练，被试分为两组进行训练，分别是指向巧克力刺激组与回避巧克力刺激组。研究者们发现，经过注意偏向训练两组被试的注意偏向均发生了变化：回避巧克力组的被试对于巧克力的注意偏向要显著小于指向巧克力组的被试。在随后的食物摄入测验当中也发现了两组的显著差异：“Avoid chocolate”组的被试在注意训练之后的饮食摄入测验当中，他们吃的巧克力松饼量要显著少于“Attend chocolate”组，而在蓝莓松饼的摄入量上两组并没有显著的差异。在这个注意训练的研究中，他们共进行了两次实验，第二次的实验结果与上面的第一次训练相似，不同的是在第二次的训练之后，“Avoid chocolate”组的被试的巧克力松饼的摄入量虽然显著少于“Attend chocolate”组，但是他们摄入的蓝莓松饼量要比“Attend”组更多(Kemps， Tiggemann et al.， 2014)。 之后，Kemps等人又进行了他们的第二个实验研究，在这个研究中他们对注意偏向训练的对象进行了很大的改进，他们试图通过训练被试将注意集中到健康食物上来改变其饮食习惯，而不是同以往的研究一样之区分指向非健康食物与回避非健康食物。该实验将被试分为两组，分别是“Attend healthy”与“Attend unhealthy”组，“Attend healthy”组的被试在实验中被要求在视觉探测测验中对健康食物图片的位置作出反应，“Attend unhealthy”组的被试则要对非健康食物的位置做出反应。实验结果显示，“Attend healthy”组的被试在经过注意偏向训练之后的后测中表现出对健康食物的注意偏向显著提高，“Attend unhealthy”组的被试虽然表现出对非健康食物的注意偏向的提高但是并不具有统计显著性。研究者认为“Attend unhealthy”组的被试在经过训练之后对非健康食物线索的注意偏向虽然有提升但是并不具备统计显著性可能是因为该实验的被试在训练之前已经具备了一定程度的对非健康食物的注意偏向，因此再经过训练的强化之后，相比于已有的水平并不能有十分显著的提升。饮食摄入方面，在随后的饮食测验当中，“Attend healthy”组的被试消耗的健康食物量要显著多于非健康食物，他们消耗的健康食物量也比“Attend unhealthy”组的被试要多。通过这个注意偏向训练的实验，研究者们发现训练被试将注意指向健康的食物是比回避非健康食物线索更好的也更容易被接受的改善注意偏向的方式。实验结果同时也证明了上文中提到的动机敏化理论中注意加工与饮食摄入之间的关系，即在训练过程当中被试反复暴露在健康食物线索下，诱发了个体对该食物线索的注意偏向，从而使得健康食物线索更容易获取个体的注意，最终影响了个体的饮食行为。研究者们认为这种训练方式是具有现实意义的，不仅能够通过训练切实的改变个体的注意偏向将注意从非健康食物转移到健康食物线索上，并且有效地增加了健康食物的摄入量，对饮食过量的控制和减轻提供了一种有效的方式(Kakoschke， Kemps et al.， 2014)。 综上可知，通过实验训练诱发的对食物线索的注意偏向改变能够改变饮食摄入。大部分的已有研究都表明，注意偏向指向(或回避)特定食物的改变能够增加(或降低)该食物的摄入量。但是这些研究仍存在局限性，大部分还存在无偏控制组缺失的问题导致目前还不能确定饮食摄入量的增加(或减少)是否源自于注意偏向的增加(或减少)，二者之间直接的因果关系还并不能明确。未来在这方面的研究可以向更加具有针对性的方向发展，因为注意偏向训练所采用的实验材料具有较高的普遍性但是缺乏针对性，未来可以通过让参与者提供他们在生活当中常吃或偏爱的非健康食物以及他们想要提高摄入量的健康食物作为实验材料，针对每个参与者设定不同的训练或许能够在一定程度上提高训练的效果。
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user: 6. 总结与展望 本文综合已有的一些研究，探讨肥胖群体、限制性饮食者及饮食失调患者在食物的注意偏向上与正常健康个体的差异，目前还没有得到一致的结论还需要继续探究。研究注意偏向的测量方法有很多，不同的方法得到的结果不尽相同，具体哪一种测量方法能够更加准确地测量注意偏向还不能确定，或许在今后的研究中可以发现更好的研究方法。文中提及的两种认知偏向的训练方式，都在不同程度上取得了一定收效，研究者们也在努力克服认知偏向训练存在的局限与不足，使认知偏向训练能够广泛地应用到缓解肥胖这一健康问题上。本文对食物认知偏向相关的一些研究进行了整合，虽然在各个方面还不够全面，但希望能够给未来的研究提供一些帮助与启发。
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user: 摘 要 为了探讨大学生主观幸福感现状与性别角色的关系，我们采用《大学生性别角色量表》和《幸福感指数》量表对1141名大学生进行测试。调查结果表明：1) 大一年级男、女生中不同性别角色类型分布均无显著差异。随着年级的升高，女生中女性化性别角色的比例显著增加，男性化性别角色的比例显著减少；而男生的性别角色比例在不同年级之间没有显著差异。2) 男、女大学生总体上在主观幸福感上没有差异，大一年级的学生相对大二、大三年级学生有更高的主观幸福感；3) 双性化大学生的主观幸福感显著高于男性化大学生的主观幸福感，且两者均显著高于女性化和未分化个体大学生的主观幸福感。结论是：双性化和男性化性别角色类型的大学生的主观幸福感更好，且不受性别本身影响。 关键词 :大学生，性别角色，主观幸福感 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 性别角色是个体在社会化过程中通过模仿学习获得的一套与自己性别和适应行为模式(钱铭怡等，2000)。早期的性别角色观念认为男性化和女性化特征位于性别角色行为连续体的两个极端上。同时认为，性别角色行为越符合这个性别模型，心理就越健康。但研究者很快发现传统的单一纬度模型存在问题。此后，桑德拉贝姆提出一种新的理论来解释和识别性别角色行为，这种理论被称为双性化模型。双性化模型(Bem， 1974， 1977)不认为男性化和女性化是一个连续体的对立的两极，而认为男性化和女性化是独立的两个纬度，彼此之间没有相关。同时，双性化模型还反对适应良好的人是性别角色类型与性别类型相匹配的人这一观点，而是认为适应最好的人是同时具备男性特征和女性特征的人，即双性化的人。 主观幸福感是指个体依据自己设定的标准对其生活质量所作的整体评价(Seligman， 2000)，是反映某一社会中个体生活质量的重要心理学参数。我国关于主观幸福感的研究处于快速发展阶段，已有研究主要集中在人口统计学变量、生活事件等客观因素和自尊、神经质、内外倾向等广义的个性心理因素与主观幸福感关系的考察。 已有的研究在一定程度上支持了双性化模型，大学生的性别角色与其主观幸福感相关研究发现双性化个体的主观幸福感相对较高(蔡华俭，黄玄凤和宋海荣，2008；耿晓伟和张峰，2012)。大多数大学生主观幸福感的研究都发现随年级升高，大学生的主观幸福感有所下降(王元元，余嘉元，&潘月强，2012；陈开亮，2013)。有研究者指出大学时期是中国大学生性别发展的重要时期(刘电芝，余捷婷，&黄会欣，2011)。但是在大学生性别角色其主观幸福感的相关研究中却往往均将大学生作为一个整体研究，而忽视了不同年级大学生在两者关系上可能存在的特异性。 因此，本研究旨在了解大学生群体中不同年级学生的性别角色类型和主观幸福感的状况，并进一步探讨个体的性别角色类型与主观幸福感的相关，以及性别角色类型与性别本身是否交互影响个体的主观幸福感。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 采用分层随机抽样的方法，从某师范大学和某工科大学中随机抽取1200名大学生作为被试，其中有效问卷为1151份，有效回收率为95.9%。其中男生685人(59.5%)，女生466人(40.5%)；一年级365人(31.7%)，二年级399人(34.7%)，三年级387人(33.6%)；理科类425人(36.9%)，工科类404人(35.1%)，文科类322人(27.9%)。 2.2. 测量工具 2.2.1. 大学生性别角色量表 采用钱铭怡等编制的大学生性别角色量表(CSRI)，其中包括男性正性量表(20题)，女性正性量表(20题)，男性负性量表(20题)，女性负性量表(20题)和中性干扰量表(20题)。要求被试在“1完全不符合”到“5完全符合”5等级逐项评定量表中评定形容词符合自己的程度。在本研究中，男性正性量表和女性正性量表的克隆巴赫(Cronbach) a系数分别为0.879和0.895。 2.2.2. 幸福感指数量表(Index of Well-Being) 该量表由Campbell et al.编制，用于测查被试目前所体验到的幸福程度。包括总体情感指数量表和生活满意问卷。前者由8个项目组成，它们从不同的角度描述了情感的内涵；而后者仅有一项。每个项目均为7级计分。计算总分时将总体情感指数量表的平均分与生活满意度问卷的得分(权重1.1)相加。其范围在2.1 (最不幸福)和14.7 (最幸福)之间[ 8 ]。在本次测量中，总体情感指数表的克隆巴赫(Cronbach) a系数为0.890，分半信度为0.857。 2.3. 实施 施测由心理学专业的研究生为主试(对主试进行统一培训，以保证主试对问卷的解释和问题的回答保持一致)，以班级为单位进行团体施测。 2.4. 数据处理 采用SPSS 20.0统计软件管理和分析数据，分别进行方差检验、t检验和卡方检验等统计学方法分析。
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user: 3. 结果 3.1. 大学生性别角色类型的分布状况 以被试在男性和女性正性量表上的得分为依据，用Spence的中位数分类法划分每个被试的性别角色类型，即计算男性正性量表得分(简写为M)和女性正性量表得分(简写为F)的中位数，然后以此为标准，把被试划分为四种性别角色类型：高M高F为双性化类型，高M低F为男性化类型，低M高F为女性化类型，低M低F为未分化类型。 各年级男、女生中不同性别类型的分布比例如表1所示。以性别为行变量，以性别角色类型为列变量，分别对不同年级的数据进行卡方检验。结果发现，在大二和大三年级，不同性别角色类型在男、女生中的分布比例差异显著(χ 2 = 11.08， p < 0.05; χ 2 = 25.25， p < 0.001)，而在大一年级，不同性别角色类型在男、女生中的分布比例差异不显著。进一步分析发现，随着年级的升高，女生中女性化性别角色的比例显著增加，男性化性别角色的比例显著减少(χ 2 = 7.8， p < 0.05)，而男生的性别角色比例在不同年级之间没有显著差异。 3.2. 大学生主观幸福感的状况 首先，对不同年级、性别、性别角色类型的大学生的主观幸福感进行描述统计分析，结果如表2所示。以年级、性别、性别角色类型为自变量，以主观幸福感为因变量进行方差分析，结果发现，年级的 Table 1 Distribution of the four Gender role types in male and female students of each grad 年级 性别 性别角色类型 未分化 女性化 男性化 双性化 大一 男生 62(25.8%) 52(21.7%) 62(25.8%) 64(26.7%) 女生 25(20.2%) 34(27.4%) 41(33.1%) 24(19.4%) 合计 87(23.9%) 86(23.6%) 103(28.3%) 88(24.2%) 大二 男生 72(32.4%) 51(23.0%) 46(20.7%) 53(23.9%) 女生 42(23.6%) 66(37.4%) 36(20.3%) 33(18.7%) 合计 113(28.4%) 118(29.6%) 82(20.5%) 86(21.5%) 大三 男生 69(31.3%) 36(16.1%) 63(28.6%) 54(24.1%) 女生 32(19.3%) 67(40.4%) 33(19.9%) 34(20.5%) 合计 102(26.2%) 102(26.2%) 96(24.9%) 87(22.6%) 合计 男生 203(29.7%) 139(20.2%) 172(25.1%) 171(25.0%) 女生 99(21.2%) 167(35.8%) 110(23.6%) 91(19.5%) 合计 302(26.2%) 306(26.6%) 282(24.5%) 262(22.7%) 表1. 各年级男、女生的性别角色类型人数分布及比例 Table 2 Subjective Well-being in male and female students of each grade (M ± SD 年级 性别 性别角色类型 未分化 女性化 男性化 双性化 N 大一 男生 10.18 ± 1.92 10.59 ± 2.05 11.63 ± 1.63 11.83 ± 1.50 240 女生 10.46 ± 1.09 10.81 ± 1.82 12.07 ± 1.35 12.35 ± 1.34 125 合计 10.26 ± 1.73 10.68 ± 1.95 11.79 ± 1.54 11.99 ± 1.46 365 大二 男生 9.87 ± 2.17 10.48 ± 2.07 11.32 ± 1.90 11.70 ± 1.70 223 女生 10.00 ± 1.91 9.97 ± 2.19 11.24 ± 1.72 11.61 ± 1.74 176 合计 9.92 ± 2.07 10.19 ± 2.14 11.28 ± 1.81 11.66 ± 1.71 399 大三 男生 9.76 ± 1.90 10.01 ± 1.65 11.48 ± 1.66 11.66 ± 1.65 222 女生 10.22 ± 1.85 10.11 ± 2.07 11.58 ± 1.55 12.19 ± 1.72 165 合计 9.92 ± 1.88 10.08 ± 1.92 11.51 ± 1.62 11.88 ± 1.69 387 合计 男生 9.93 ± 2.00 10.39 ± 1.96 11.49 ± 1.71 11.74 ± 1.61 685 女生 10.19 ± 1.72 10.21 ± 2.08 11.64 ± 1.57 12.04 ± 1.64 466 合计 10.02 ± 1.91 10.29 ± 2.02 11.54 ± 1.66 11.85 ± 1.62 1151 表2. 各年级不同性别类型的男、女生主观幸福感(M ± SD) 主效应显著[F(1，23) = 6.12， p < 0.01]，性别角色类型的主效应显著[F(3，23) = 61.94， p < 0.001]，性别的主效应及变量间的交互作用均不显著。年级主效应的事后检验表明，大一年级学生的主观幸福感显著高于大二和大三年级学生(ps < 0.01)，大二和大三年级学生之间没有显著差异。性别角色类型的事后检验表明，双性化性别角色类型大学生的主观幸福感显著高于男性化性别角色类型的大学生(p < 0.05)，以及女性化和未分化性别角色类型的大学生(ps < 0.001)，男性化性别角色类型的大学生主观幸福感又高于女性化和未分化性别角色类型的大学生(ps < 0.001)。
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user: 4. 讨论 本研究中不同年级大学生性别角色类型的分布状况表明，在大一年级，不同性别角色类型在男、女生中的分布比例差异不显著。到大二和大三年级，不同性别角色类型在男、女生中的分布比例差异显著，主要表现在随着年级的升高，女生中女性化性别角色的比例显著增加，男性化性别角色的比例显著减少，而男生的性别角色比例在不同年级之间没有显著差异。与前人结果研究(刘电芝，余捷婷，&黄会欣，2011)一致的是，女生的性别角色表现出向传统化回归的趋势；但是与以往研究不一致的是，男生并未表现出传统化优势和传统化回归的趋势，从大一年级到大三年级，男生在四种性别角色中的比例分布均无显著差异。 在年级方面，大一学生的总体情感指数和幸福感指数高于二、三年级的学生，这与前人研究的发现相一致(王元元，余嘉元，&潘月强，2012)。研究者认为可能是由于经历了竞争激烈和压力极大的高考，大学新生从学习任务繁重的高中迈进大学校门意味着自己的身份得到了提升，从而体会到更多的幸福感。和高中时比较，大一学生有更多的时间和精力从事各种社会活动，与更多的人进行交流，并有充足的时间和精力去结识更多的朋友。当进入高年级后，开始学习专业课知识，这和一年级较多的公共课相比，会感到比一年级更多的学习方面的压力，这可能是导致了幸福感水平的降低(黄展，王颖，2013)。 从性别角色类型与主观幸福感的关系的结果看，性别角色类型和性别对主观幸福感的影响没有显著的交互作用，仅性别角色类型的主效应显著。无论是男生还是女生，都表现为双性化性别角色类型的个体在主观幸福感的体验高于其他类型，尤其是未分化和女性化性别角色的个体。已有研究发现，双性化和男性化性别角色的自我接纳程度显著高于女性化者和未分化，而社交焦虑水平低于女性化者和未分化(栾雅淞等，2015)，在学习适应、人际适应等方面也表现出相似的特点(鲁梅佳等，2011；李雪平&刘月，2016)，这些都可能导致双性化和男性化性别角色的个体在主观幸福感的更好体验(张灵等，2007)。随着年级升高，有更多女性大学生表现出女性化的性别角色，即向传统化回归的趋势。但是，这可能并未有助于女生的主观幸福感的提高。另外，女大学生可能会体验更多的性别角色冲突(亢旭东&卢勤，2015)。这些都提示我们在大学生心理健康教育工作中，引导女生性别角色积极发展具有重要意义。