DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 结果 3.1. 康巴地区青少年身体自尊的总体情况 总体而言，康巴地区青少年身体自尊得分情况处于良好水平(表1)。独立样本T检验结果表明，康巴地区青少年身体自尊的运动技能、身体状况、身体吸引力、身体素质以及身体价值感五个维度的得分在性别、民族上均不存在显著差异。 Table 1 Overall physical self-esteem of adolescents in Kangba are 均值 得分较低 得分良好 得分较高 运动技能 13.59 2.6% 84.6% 12.8% 身体状况 14.23 3.1% 85.3% 11.6% 身体吸引力 13.96 3.6% 84.8% 11.6% 身体素质 13.87 4.5% 81.8% 13.7% 身体价值感 13.59 2.6% 88.2% 9.2% 表1. 康巴地区青少年身体自尊的总体情况 3.2. 康巴地区青少年性心理健康的总体情况 总体而言，康巴地区青少年性心理健康水平情况良好(表2)，但仍存在20%以上青少年性心理健康得分较低，说明康巴地区性心理健康教育仍面临严峻考验。 Table 2 Overall sexual mental health of adolescents in Kangba are 均值 得分较低 得分良好 得分较高 性生理知识 8.02 23.7% 53.2% 23.1% 性知识 11.41 24.4% 44.6% 31.0% 性观念 7.68 22.0% 60.9% 17.1% 性控制力 4.48 37.2% 53.8% 9.0% 自身适应 6.59 16.6% 40.3% 43.1% 表2. 康巴地区青少年性心理健康的总体情况 3.3. 康巴地区青少年性心理健康的人口学变量差异分析 独立样本T检验结果表明，康巴地区青少年性心理健康的生理知识、性知识、性观念、性控制力以及自身适应五个维度的得分在性别不存在显著差异(表3)。但在民族变量的T检验结果表明，在性知识维度上存在民族差异，汉族青少年性知识得分显著高于藏族青少年性知识得分(表4)。 Table 3 Analysis on gender differences of adolescent sexual mental health in Kangba are 性别 生理知识 性知识 性观念 性控制力 自身适应 男 7.99 ± 3.40 11.32 ± 5.15 7.70 ± 2.89 4.69 ± 2.20 6.41 ± 2.90 女 8.04 ± 3.16 11.49 ± 4.62 7.65 ± 2.64 4.30 ± 2.06 6.74 ± 2.76 T −0.153 −0.362 0.201 1.846 −1.207 P 0.879 0.718 0.841 0.066 0.228 表3. 康巴地区青少年性心理健康在性别上的差异分析 Table 4 Analysis on ethnic differences of adolescent sexual mental health in Kangba are 民族 生理知识 性知识 性观念 性控制力 自身适应 藏族 7.83 ± 3.20 10.7 ± 4.51 7.64 ± 2.65 4.45 ± 2.11 6.56 ± 2.84 汉族 8.34 ± 3.35 12.2 ± 5.16 7.70 ± 2.84 4.45 ± 2.14 6.69 ± 2.80 T −1.572 −2.883 −0.238 0.028 −0.442 P 0.117 0.004 0.812 0.977 0.659 表4. 康巴地区青少年性心理健康在民族上的差异分析 3.4. 康巴地区青少年身体自尊与性心理健康的相关分析 相关分析结果表明，身体自尊与性心理健康的相关系数为0.115 (P < 0.01)，存在显著的正相关关系。为进一步研究两者之间关系，对身体自尊和性心理健康主要变量进行相关分析(表5)，自身适应与运动技能、生理知识与身体吸引力、性观念与身体吸引力、自身适应与身体吸引力、身体素质与性观念、身体素质与性控制力的相关分析，均具有统计学意义的相关关系(P均小于0.01)。综上说明，康巴地区青少年性心理健康水平随着身体自尊水平的提高而增加。 Table 5 Correlation analysis of adolescent sexual mental health and physical self-esteem in Kangba are 身体自尊 性心理健康 生理知识 性知识 性观念 性控制力 自身适应 运动技能 0.044 (P = 0.372) 0.104 (P = 0.033) 0.117 (P = 0.016) 0.058 (P = 0.233) 0.175 (P = 0.000) 身体状况 0.083 (P = 0.089) 0.095 (P = 0.052) 0.074 (P = 0.128) 0.044 (P = 0.367) 0.115 (P = 0.019) 身体吸引力 0.135 (P = 0.005) 0.124 (P = 0.011) 0.139 (P = 0.004) 0.103 (P = 0.035) 0.150 (P = 0.002) 身体素质 0.076 (P = 0.118) 0.110 (P = 0.024) 0.161 (P = 0.001) 0.127 (P = 0.009) 0.125 (P = 0.010) 身体价值感 0.084 (P = 0.084) 0.056 (P = 0.249) 0.121 (P = 0.013) 0.084 (P = 0.087) 0.081 (P = 0.097) 表5. 康巴地区青少年性心理健康与身体自尊的相关分析
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user: 4. 讨论 本研究显示，康巴地区青少年身体自尊得分情况总体良好，但运动技能、身体状况、身体吸引力、身体素质以及身体价值感的维度得分在性别、民族上均不存在显著差异。有研究证明，中学生身体自尊总体状况良好，初中段男、女生在身体自尊的分量表和总分方面差异均无统计学意义(刘洋，2013)。关于身体自尊与性心理健康的相关研究较少，本研究显示，康巴地区青少年性心理健康水平随着身体自尊水平的提高而增加。一般认为，青少年身体自尊水平的高低主要与他们对自己身体的主观评价和认识有很大关联，身体外形是身体自尊水平的一个重要影响因素(王佳权，2015)。随着青春期的到来，青少年因其生理特征和身体外形发生巨大变化而不知所措，性生理的成熟但性心理的迟滞，性教育的缺失，让他们极易产生各种性心理问题，影响其性心理健康水平。 关于青少年性心理健康的研究，国内已有学者做过相关研究(常向东，2013；徐海燕，苟萍，2018；申玲竹，2016；孟琴，2015)，一致表达了对青少年性心理健康教育的重要性。本研究表明，康巴地区青少年性心理健康水平总体情况较好，但仍存在20%以上青少年性心理健康得分较低，对性认知、性价值观、性适应等知识的掌握都比较匮乏，与前人研究不谋而合(杨春慧，2019；范怡悦等，2014)，说明康巴地区性心理健康教育仍面临严峻考验。 本研究T检验表明，康巴地区性心理健康水平不存在性别差异，与杨春慧(2019)研究一致，但徐海燕，苟萍(2018)调查显示，女生性心理健康水平显著低于男生，而常向东(2013)调查显示，女生生理知识、性知识、性观念均分均显著高于男生。潘瑞等(2013)调查表明，在生理知识、性知识、性观念、社会适应、自身适应、性认知分量表、性适应分量表方面，男生得分高于女生；在性态度、性控制力、性价值观分量表方面，女生得分高于男生。究其原因，可能和各研究者所用测量工具不一致、被调查对象所在城市和地区有关。本研究调查对象地处四川省阿坝康定，和杨春慧选取云南禄劝县撒营盘镇中学生为被试有相似之处，都是地处偏僻，交通不便，经济和文化都相对落后，教育资源匮乏，性心理健康教育基本空白。 本研究发现，在性知识维度上存在民族差异，汉族青少年性知识得分显著高于藏族青少年性知识得分，与王盼盼(2017)调查一致，说明藏族青少年性心理健康水平普遍低于汉族青少年。申玲竹(2016)、孟琴(2015)研究发现，汉族高中生有较积极的性态度和良好的性适应。究其原因，和研究对象所处环境和所受传统文化影响有关。文静等(2017)发现大学生的性心理健康水平受传统性文化的影响。康巴地区位居阿坝藏区，民风淳朴、教育落后，很多青少年属于留守儿童，父母常年外出打工无暇顾及子女教育，生活习惯、传统文化、教育理念、思想开明等方面仍然存在差异，关于性心理健康的家庭教育严重缺失。同时，藏族传统文化中有婚前性自由、一夫多妻、一妻多夫、成年礼仪式等习俗，以及文字、风俗习俗、藏族文化、佛教文化等，导致康巴地区青少年仍有20%以上存在性心理健康水平较低，尤其体现在藏族学生。 相关分析表明，身体自尊与性心理健康的相关系数为0.115 (P < 0.01)，存在显著的正相关关系，说明康巴地区青少年性心理健康水平随着身体自尊水平的提高而增加，个体对自己的身体越自信，其性心理健康水平也越高，相反，对自己的身体越自卑，其性心理健康水平也越低。究其原因，随着青春期的到来，青少年的自我意识迅速发展和成熟，生理特征发生着巨大变化，由于性教育的不足或缺位，部分青少年对其生理变化不知所措，女生对自己稍显肥胖的身材斤斤计较，男生对自己略显矮小的身材耿耿于怀……。生理上的不尽人意，加上社会舆论对身体条件的苛刻追求和过分宣传，使得青少年对自己的身体状况过分关注，容易产生较低的自我评价，导致身体自尊水平不高，进而影响其在异性交往和性心理健康方面出现困扰。
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user: 5. 结论 1) 康巴地区青少年性心理健康水平总体情况较好，但仍存在20%以上青少年性心理健康得分较低，对性认知、性价值观、性适应等知识的掌握都比较匮乏。说明康巴地区性心理健康教育仍面临严峻考验。 2) 康巴地区青少年性心理健康、身体自尊的总分及分量表得分在性别上不存在显著差异，在性知识维度上存在民族差异，汉族青少年性知识得分显著高于藏族青少年性知识得分。 3) 康巴地区青少年身体自尊与性心理健康存在显著的正相关关系(P < 0.01)。说明性心理健康水平随着身体自尊水平的提高而增加。
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user: 摘要 众多研究证明，创造性无论是对于个人发展还是科技发明乃至社会进步都有着至关重要的作用，而创造性评价作为衡量创造性产物创新水平高低过程中的关键环节，对于后续创造性的激发具有重要的意义。当前，尽管创造性评价的方法日趋客观，但由于影响因素纷繁复杂，学界依旧缺乏规范统一的评价标准。本文主要探讨影响创造性评价的多种因素，包括评分者、创作者和文化背景等。明确创造性评价的影响因素，对于今后合理控制来自测评方面的误差，规范创造性评价的系统性的标准具有重要意义。
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user: 1. 引言 创造性是很多心理学家研究的主题，关于该方面的研究也是数不胜数。对于创造性的定义，不同的学者从不同的角度对它进行了解释。著名的古希腊哲学家亚里士多德最早对创造性进行了定义：产生前所未有的事物。而研究创造性的先驱心理学家吉尔福特(Guilford)则认为在产生创造性产品的过程中，创造性思维是创造性的具体表现，它的核心是发散思维，即“从给定的信息中产生信息，从同一来源中产生各种各样、许许多多的输出” [ 1 ]。随着时代的发展及心理学家的不断探索，现在被广泛认可的创造性的概念是：创造性是一种产生既新颖(novel)又适用(useful)的产品的能力 [ 2 ]。由此也发展出了许多测量创造性的工具，比如多用途测验(Alternate Use Task， AUT)、托兰斯创造性思维测验(Torrance Tests of Creative Thinking， TTCT)、远距离联想测验(Remote Association Test， RAT)和创造性人格测验等。 在创造性产物输出之后，对其创新性水平评价自然成为一个重要的把关环节。尽管创造性的测量工具多样，创造性评价的方法日趋完善，但创造性评价仍然没有一个确定可靠的标准。所谓“一千个人眼中有一千个哈姆雷特”，对于同一个创造性产物，由于评价主体和创作者不同，可能会导致不同的评价结果。评价主体即评分者，是对创造性产物进行衡量的执行者，如同裁判和法官的作用一般，非常关键。而创作者是与产物一体的个体，不可分割。除了评价个体方面，文化背景等外部环境对创造性评价结果产生的影响也不容忽视。文化的差异造就了思想的不同，看待事物的眼光自然有所差异。总之，这些内外部变量是创造性评价过程中必然要涉及的因素，它们共同促进评价结果的进行与完成。 在创造性评价过程中，无论是评分者、创作者或者文化背景，都可能会影响着评分标准的宽严和评分者一致性的高低，对于评价结果的可靠性有重要的影响。目前，创造性评价结果的偏差主要表现在两个方面：一方面，由于评分者评分标准的宽松或严格，导致对于评价材料的高估或者低估现象，比如在创造性多用途测验中对于创造性观念的新颖性的评分，如果按照相对客观的评价方法即创造性观念的出现频率来评分，即频率越低则视为越新颖，但是在现实测量中，往往会出现许多“独一份”的创造性观念，那么它们真的全都是新颖性水平最高的吗？如果此时仍然刻板遵守“频率为王”的评分标准，结果必然会获得最高分，无疑可能会出现高估现象。但是如果此时综合考虑这些观念的实用性及可操作性等标准，则可以在一定程度上减少误差。另一方面，评分者一致性也是衡量创造性评价结果的重要指标，即两个或两个以上评分者对于同一批材料的评价结果的一致程度，其本质上是相关关系，评分者一致性越高，则评分者信度越高，评价结果也就愈可靠。其测量指标主要有Spearman相关系数、Kappa系数、列联系数和肯德尔和谐系数、克隆巴赫α系数等。因此，本文基于以上两个方面，对影响创造性评价结果的多种因素进行归纳分析，方便在今后的测评中加以控制，以便提高对创造性评价的标准一致性。
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user: 3. 创作者的影响 行为研究表明，作者信息在艺术评价过程中起着重要的作用。特别是，当作者信息反映出高声望时，艺术品的美学和创造力评级就会膨胀。这种现象被称为威望偏见(prestige bias)。 这种偏见广泛存在于多种艺术形式中。例如，一项关于音乐偏好的研究，要求学生对贝多芬作品的质量进行评分。这首音乐被称为是由“专业”或“学生”作曲家创作的。结果发现，被表现出更高的偏好是“专业”作曲 [ 29 ]。在评价对绘画的偏好方面也发现了类似的偏见 [ 30 ] [ 31 ] [ 32 ]。此外，Kirk、Skov、Hulme、Christensen和Zeki的一项研究的被试行为表明，他们更喜欢从著名的美术馆获得的艺术品，而不是由实验者使用照片编辑软件生成的艺术品 [ 33 ]。总之，这些研究表明，作者信息体现的的威望，对于创造性的评价起着重要的作用。此外，创造者年龄的信息也会显著影响评分者的主观评价，具体来说，评分者对于儿童作品的评价分数显著高于对成人的评价分数 [ 34 ]。这说明评分者得知创作者的年龄之后，会将此与作品联合起来，考虑多种外部因素，从而采用各自的评分方法。与此类似的结果也出现在了韩建涛等人的新近研究中，该研究中将创作者的年龄分别虚构为儿童、大学生、成年人和老年人四种情况，结果发现，对于年龄是儿童组的创造性想法，评分者倾向于给出高的独特性和实用性得分，而对于虚构为老年组的想法，则给出更低的分，验证了人们固在的“小而灵通，老而顽固”的刻板印象 [ 35 ]。除了对年龄的刻板印象，创作者的性别信息也会影响创造性评价的结果，譬如，Lebuda和Karwowski发现，创作者为男性的作品会获得更高的评分 [ 36 ]，这也符合性别刻板印象的结果 [ 37 ]，即认为男性在很多认知方面的表现优于女性。此外，为了探究种族对评价的影响，Kaufman、Baer、Agars和Loomis等人的研究则发现了评分者对于白种人创作者的更高评分 [ 38 ]。总之，在创造性的测评过程中，大多数情况下虽然评分者是来自外部的，但是如果给予创作者的个人信息，仍然会对评价结果产生影响，因此，在今后研究中探索评分者与创作者的交互作用显得尤为重要。
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user: 4. 文化背景的影响 来自同一文化背景的评分者往往产生类似的创造性评价排名。但是，如果从更大的历史和地理范围来考虑，创造性评估的情况就会变得非常不同，以至于有些文化甚至没有一个关于创造力的词如阿拉伯语 [ 39 ]，而另一些文化则有两个或两个以上如波兰语 [ 40 ]。这引人思考，这意味着什么？是否意味着一个人不能根据一个普遍的、科学的定义来评价创造力，而不能从这些特定的环境之外，作为一个独立的、公正的观察者来评价创造力？为了研究创造性的跨文化评价，Lan和Kaufman的研究中选取了美国和中国的评分者对同一批材料进行评价，结果表明，中国评分者更加偏好在一定社会条件下的发挥，而来自美国的评分者则不管社会条件的限制，更加喜欢大胆不落窠臼的想法 [ 41 ]，即关于创造性的两个关键要素，美国评分者更加重视新颖性，而中国评分者更加在意实用性 [ 42 ]。该结果的差异与东西方的文化背景有关，与西方相比，东方人更加传统谨慎。这种结果也在Hong和Lee的研究中得到了进一步验证，在对建筑的创造性进行评价时，同时作为评分者，在相同情况下，东亚人比美国人对新颖建筑的评分更低 [ 43 ]。但是，由于世界广阔，文化形式多种多样，创造性评价的跨文化研究显得难以达到全面，因此目前关于创造性评价的跨文化研究并不是很多。总之，跨文化评价是创造力研究中的一个难题，就像心理学和相关学科的交叉一样。毫无疑问，在该方向的研究沿途有许多陷阱，但它们可以转化为机会，以加深我们对文化和创造性的交互影响的理解。
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user: 5. 其他因素的影响 除了以上谈到的影响创造性评价的几个因素之外，研究者们不懈探索，从不同角度分析了其他影响因素。比如，关于创造性评价时情境因素的影响，Birney、Beckmann和Seah于2016年提出了个体–任务–情境三维创造性评价模型，该模型认为创造性评价并不是一个完全单维独立的过程，在此过程中，由作为个体的评分者甚至创作者、评价任务和情境因素共同促成 [ 44 ]。之后，Zhou等人的研究则由此进一步揭示，创造性测评受到评分者(调节定向)、观点(创造性水平)和情境(损失或收益)三者之间的交互影响 [ 45 ]。不仅如此，张红和任靖远的研究则发现了创造性产品评价中的从众效应，采用“初次评价–从众诱导–延时再评”的实验程序，结果揭示，对于新颖性和实用性的评价都存在从众效应 [ 46 ]。而姜竹卿则从评价时所采用的参考系角度分析，即他人作为评分者，分别参考单个被试的答案集和所有被试的答案集进行评价时，结果发现，两者并不存在显著差异 [ 7 ]。由于人为评价创造性的主观性导致评价结果不够客观，所以有研究者从评价工具方面进行了研究，徐建平等人利用Python语言设计图形类发散思维测验机器评分程序，对发散思维测验的答案进行机器评分，并与人工评分进行比较，发现了机器评分的可行性及良好的效度 [ 47 ]，这为发散思维测验实现自动评分提供了可靠的技术支持。这也为将来规范创造性评价的统一标准的智能化提供了可能，给研究者带来了信心。
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user: 6. 总结与展望 综上所述，创造性评价的准确性和一致性受到多种因素的影响，评分主体涉及到的评分者和创作者很容易给评分过程造成系统误差，外部的文化背景因素产生的影响也值得探索。具体可总结为以下几点：1) 评分者的内外部方面，个人评价要高于人际评价，即自己对自己的创造性观念存在高估现象。2) 如果为外部评分者，评分者的领域匹配和知识经验影响着评分一致性，领域匹配的评分者一致性水平要高于领域不匹配的评分者一致性。知识经验方面，专家在某些领域的一致性显著高于新手的评分者一致性，而在另一些领域却无显著差异，表明知识经验和领域任务存在交互作用。3) 评分者认知特征方面，智力和创造性水平高的个体创造性评价更加准确；人格特征方面，大五人格中的尽责性和开放性也会影响创造性评价。4) 目前研究中对于创造性的人数并没有统一的标准，这需要研究者们重点关注并继续探索。5) 关于创作者方面，存在年龄刻板印象和性别刻板印象，即对具有儿童或男性创作者信息的创造性产物进行高估。6) 此外，文化背景和评分情境等的不同也会造成评分结果的差异。具体说来，西方评分者侧重新颖性的评价，而东方评分者更加在意实用性。对于这些已知的影响因素，我们要致力于探索背后的心理机制并加以调控，比如可以采用深化评分者认知研究、整合不同层面评分者效应的研究、拓展创造力测评方法和技术等方法减少误差 [ 48 ]，目前，对于创造性的评价方法仍然是以评分者的主观评价为主，而这个过程必然是评分者的认知、评价及决策过程，因此深入探索评分者这一系列认知过程背后的心理机制甚至是脑机制都有必要意义，未来研究可以采用脑电及核磁技术更加细致地监测这一过程的动态变化，细化到动用的每个脑区，以此不仅可以加深对评分者认知的深入研究，还可借助生物脑科学方面的技术，进一步促进交叉学科的发展。值得我们注意的一点是，关于评分者的人数标准，学界至今并无一个固定的说法，并且根据任务的不同，所需的评分者人数也会有所差异，并且要同时考虑到评价的准确性和人力资源的合理使用，关于此方面的研究也需要进一步拓展，可作为将来创造性评价研究的一个重点。然而，要实现创造性评价的绝对客观甚至是自动化并不是绝无可能，我们可以发挥现代计算机智能化的技术，如前文所述，利用电脑软件Python等的语句编程，采用机器统一评分，现有的研究已经取得了初步成果，虽然还不够完善，但这已经为以后的研究者提供了信心。此外，创造性评价的影响因素之间往往存在着复杂的交互作用，关于此方面的研究方兴未艾，但是尚未有一个固定的答案，它们正在等待研究者揭开神秘的面纱。 本文通过对创造性评价过程影响因素研究的梳理，有利于今后的研究者规避影响创造性测评的各种不利因素，为创造性评价发展出更为客观、准确的评价标准，特别是为跨文化背景下的创造性测评搭建一座桥梁，然而，这还需要研究者们持之以恒的努力。
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user: 摘要 孔子“民可使由之，不可使知之”似有的“愚民”倾向一直为历代学者所诟病，引发人们的争论与思考。从孔子思想的整体脉络以及孔子对孟子及后学的影响来看，他不可能赞同“愚民”；从“民”之角度来看，每个人资质、所求各有不同，圣人不可能对所有民众“一视同仁”；而圣人化治天下，不落形迹，不需要人们对其感恩戴德，人们只需将圣人对他们的影响落实行动、影响他人；出土文献郭店楚简又为非“愚民”提供例证。
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user: 1. “愚民”之提出 《论语》成书于战国初期，是记录孔子及其弟子言行的儒家经典。“民可使由之不可使知之”(《论语·泰伯篇》)作为孔子经典的言论，因其往往被解读为“愚民”色彩，从古至今都有学者进行辨析与论述，引发人们的思考。在笔者看来，赞同孔子“愚民”，不论是从文本本身还是孔子思想角度，都是难以接受的，不符合孔子思想之本意。 对句意有直接影响的便是句读的划分，古人行文不加标点，句读的划分对原文的理解有一定的影响，《论语》一书为语录体散文集，行文言简意赅，且没有上下文语境，极易造成人们对句意有不同的理解，又由于历史的变故、焚书坑儒等诸多因素，使得原书在流传至今时难免有破损与讹误，更增加对句意理解的难度。被学术界广泛认可的句读方式是“民可使由之，不可使知之”，其往往被认为有愚民之意，历代学者对其更有不同的看法。 梁启超之观点则持非“愚民说”且颇具代表性。梁启超为了消解“愚民”之意与孔子思想不相符合的矛盾，曾主张“民可，使由之；不可，使知之”，后人亦有“民可使，由之；不可使，知之”等说法。但学者王传龙认为，这种理解源于“认定旧句读体现了愚民思想，与孔子的施教思想不吻合”，或者说与我们所认识到的孔子的“教育家形象存在矛盾” [ 1 ]，因此改变句读使得句意更符合孔子的思想，实际上这往往不能从根本上使人信服。 杨伯峻也认为，很多人接受不了孔子愚民的解读，于是对“民可使由之，不可使知之”别生解释，但其实是不符合古人语法规则的。郭店楚简载有“民可使道之，而不可使智之；民可道也，而不可强也” 其句读之语言逻辑与“民可使由之，不可使知之”之句读逻辑相似且更为合理。他在《论语译注》中释其意：“孔子说：‘老百姓，可以使他们照着我们的道路走去，不可以使他们知道那是为什么。’” [ 2 ] 又云：“这两句与‘民可以乐成，不可与虑始’(《史记·滑稽列传补》)所载西门豹之言，《商君列传》作‘民不可与虑始，而可与乐成’意思大致相同，不必深求。” [ 2 ] “民可以乐成，不可与虑始”即可以和老百姓共同为某件事做成而快乐，但不可以开始的时候就和他们一起商量这件事。杨伯峻认为二者都是只求字面意思即可，意义相近，都带有愚民之意。 宋明学者亦有持“愚民”之说。王安石直抒胸臆，“不可使知，尽圣人愚民之意” [ 3 ] (卷三十五)；晚明李贽言“盖可使之由者同井之田，而不可使之知者则六艺之精、孝弟忠信之行也。……以不可使知者而欲使之知，固不可也”，又言“圣人之道，非以明民，将以愚之。鱼不可以脱于渊，国之利器不可以示人” [ 4 ]，将“民可使由之，不可使知之”解读为“愚民”。 到了近代，范文澜在《中国通史简编》阐释“民可使由之，不可使知之”：“孔子把民看作愚昧无知的人，可使服从，不可使知之” [ 5 ]。冯友兰在《论孔丘》中指出“民”是“下愚的人”，“他们不可使知，所以只可以让他们听从驱使” [ 6 ]。范氏与冯氏皆认可孔子有愚民之思想。 笔者认为，固然因句读之分殊而有理解之差异，但下“愚民”之定见似为时过早。
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user: 3. 余论 对于“民可使由之，不可使知之”从儒家思想、孔子之言行以及其对后世的影响来看其非“愚民”，出土文献郭店楚简《尊德义》记载了“民可使导之，不可使知之”“民可导也，而不可强也”，从文字本身为驳斥孔子“愚民”提供例证，同时，时代背景亦说明对孔子其言产生误解之缘由。 战国时期的儒者用“强”来释义“知”，我们可以将“民可使导之，不可使知之”理解为老百姓能够被引导，从而走向正确道路，但不能强迫他们做事。“民可导也，而不可强也”即统治者可以启迪、教化老百姓，但不能强迫他们。先秦时代“知”与“折”亦可通用，再来看“民可使由之，不可使知之”，“知”通“折”，“强迫”之意，“由”通“迪”，“启迪”之意，即“民可使迪之，不可使折之”，也就是老百姓可以启迪、引导他们，但不可以强迫他们。 另一方面，孔子所在的时代背景也往往会为人所忽略。李泽厚在《论语今读》中把“民可使由之，不可使知之”释为“可以要老百姓跟着走，不一定要老百姓知道这是为什么” [ 11 ]。李泽厚认为这两句为主张民主的现代人所诟病是很正常的，因为“古代的‘民主’正是‘为民做主’，‘民为贵’亦然，而不是人民做主的现代民主”“时移世变，孔子之是非当然不是今日的是非” [ 11 ]。如其引注“《集释》刘开《论语补注》：盘庚迁殷，民皆不欲，盘庚决意行之，诰谕再三，而民始勉强以从其后。子产治郑，都鄙有章，郑民始怨而后德之。故使之行其事，可也；而欲使明其事，则势有不能” [ 11 ]。因此，从孔子的时代看，这句话并非“愚民”，而是受限于当时的条件对人民所做出的最佳政策。 到了宋代，程子有言“民可明也，不可愚也；民可教也，不可威也；民可顺也，不可强也；民可使也，不可欺也” [ 12 ]，强烈反对孔子“愚民”之说，程子认为，“不可使知之”是圣人“不能”之无奈，而不是“不使民知”。这也是受限于当时的社会条件、民众的资质，“不使民知”反而更有利于民众的发展，因而把孔子不让百姓知道做一件事的原因归结为愚民思想是不可取的。 总之，孔子所表达的并非“愚民”思想，恰恰相反，这是关心民众、引导民众的有效方法，还是“为政以德”的极佳方针。
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user: 摘要 基于某款液力变矩器参数化模型，研究叶栅系统内外环进出口角共12个设计参数对液力变矩器性能影响，并构建近似模型代替原始模型进行性能分析和多目标优化，利用优化拉丁超立方试验设计方法生成150组数据组，进行CFD仿真计算每组性能，对这150组样本点进行敏感性分析，结果表明：涡轮外环出口角对最高效率和失速泵轮扭矩系数的影响最大，泵轮外环进口角对失速变矩比影响最大；同时，涡轮外环进口角和出口角之间有明显的交互效应，在参数调整时应重点考虑；优化后各项性能均有提升。
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user: 1. 引言 影响液力变矩器性能的结构参数有进出口角、偏转角、周向偏移等，对这些参数的研究表明，液力变矩器性能和设计参数之间关系较为复杂，在众多叶栅系统设计参数里面，进出口角对液力性能的影响是最为显著的 [ 1 ]。因此，研究液力变矩器进出口角参数对变矩器优化设计具有重大意义。国内对这方面也展开了一系列研究，文献 [ 2 ] 采用数值模拟液力变矩器稳态内流场，研究了泵轮叶片进出口角对性能的影响，但并没有区分内外环，且未对涡轮和导轮进出口角度进行研究。文献 [ 3 ] 提出了一种优化策略和算法对各轮进出口角进行优化；文献 [ 4 ] 研究了叶栅系统进出口角对失速变矩比和最高效率的影响并进行了优化，但并未考虑到失速泵轮扭矩系数。综上文献可知，虽然对液力变矩器进出口角已有部分研究，但是大都局限在各叶轮中间流线上的进出口角，且在研究中是通过改变单一设计变量来记录对性能的影响，忽略了各参数之间的交互效应和非线性影响。这样虽然研究相对方便，但降低了实际设计过程中的参考价值。 本文为解决液力变矩器进出口角对性能的影响关系及优化问题，采用CFD和优化拉丁超立方试验方法相结合，研究了液力变矩器内外环进出口角对性能的影响，利用响应面方法构建近似模型，并在此基础上对液力变矩器进出口角设计参数值进行了改进。
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user: 2. 实验设计方法 实验设计方法可以有效的研究和管理多维设计空间、有效地选取采样点来评估效应，因此被广泛应用，它包含全因子法、中心组合法、正交数组法和拉丁方等，其中应用的较多的为优化拉丁超立方设计，它在拉丁方设计的基础上通过优化的方法使得采样点尽可能的分布均匀，避免缺口区域出现 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ]，如图1和图2，根据已知某款液力变矩器叶片角参数值，结合参数化设计模型，为了保证更改设计参数后叶型不发生过度扭曲，选定叶片角范围如表1，利用优化拉丁方得到试验设计组合，更改三维参数化模型，通过star-creo联合仿真接口导入到STARCCM进行CFD计算，得到各样本点所对应的性能数据，进行下一步分析。 图1. 拉丁方 图2. 优化拉丁方 Table 1 Research range of blade angl 内环进口角 内环出口角 外环进口角 外环出口角 泵轮 [148， 162] [30， 40] [148， 162] [30， 40] 涡轮 [20， 30] [145， 160] [20， 30] [145， 160] 导轮 [78， 92] [15， 25] [78， 92] [15， 25] 表1. 叶片角研究范围
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user: 3. 设计参数敏感性分析 根据表2得到的样本点和表3计算出的各样本点对应性能，以液力变矩器内外环进出口角作为因子，各性能指标为响应进行回归分析，获得因子对响应影响的Pareto图，主效应和交互效应图，Pareto图反应了样本拟合后所有因子对每个响应的贡献程度，经正则化处理后转化为百分比，主效应是指因子在某一水平时所有实验中响应的平均值，交互效应反映影响同一响应时两个因子间的交互关系和程度 [ 8 ] [ 9 ]。以两个输入变量为例，其多项式如下： y = a 0 + a 1 x 1 + a 2 x 2 + a 3 x 1 2 + a 4 x 2 2 + a 5 x 1 x 2 (1) 则 x 1 ， x 2 线性主效应为： M x 1 = a 1 d x 1 ， M x 2 = a 2 d x 2 (2) Table 2 Sample points based on optimized Latin square hypercube samplin 样本点 泵轮内环进口角 泵轮内环出口角 涡轮外环进口角 … 1 151 36 29 … 2 154 39 27 … 3 148 35 22 … … 表2. 基于优化拉丁方设计得到的样本点 Table 3 The performance of each sample poin 样本点 η max K o λ B O / ( 10 − 6 min 2 ⋅ r − 2 ⋅ m − 1 ) 1 0.809022139138877 1.64419827609108 6.03888955839502 2 0.802625572125361 1.62696129115086 6.28763705019934 3 0.811224744770400 1.62372421674585 6.69704437589982 … 表3. 各样本点所对应性能 x 1 ， x 2 二阶主效应为： M x 1 2 = 2 a 3 x 1 d x 1 ， M x 2 2 = 2 a 4 x 2 d x 2 (3) x 1 − x 2 交互效应为： M x 1 x 2 = a 5 d x 1 x 2 ，其中 d ( x 1 x 2 ) = [ M a x ( x 1 ) M i n ( x 2 ) + M i n ( x 1 ) M a x ( x 2 ) ] − [ M a x ( x 1 ) M a x ( x 2 ) + M i n ( x 1 ) M i n ( x 2 ) ] (4) 将输入变量归一化后用最小二乘法拟合模型系数 S i ，将其转化为贡献率百分比，计算公式为： N x i = 100 ∗ S x i / ∑ j | S x i | (5) 根据表2得到的样本点设计参数和表3计算出的样本点所对应的性能以及公式(1)~(5)，对液力变矩器进出口角设计参数进行敏感性分析。 3.1. 最高效率 图3为最高效率Pareto图，由图可知，涡轮外环出口角对最高效率影响最大，且泵轮外环进口角和最高效率之间呈现明显的非线性关系，这由图4主效应图也可以得出。 3.2. 失速变矩比 由图5和图6可知，泵轮外环进口角对失速变矩比影响最大，其次是涡轮外环出口角，且泵轮外环进口角和失速变矩比之间存在较明显的二次非线性相关关系，同时，泵轮外环出口角和泵轮外环进口角之间存在较为明显的交互作用，这由图7和图8的交互效应图可以看出来，所以在参数优化时，应当综合考虑它们的相关性。 3.3. 失速泵轮扭矩系数 图9为失速泵轮扭矩系数Pareto图，由图可以看出，在选定的参数研究范围内，涡轮外环进出口角之间存在交互效应，涡轮外环出口角对失速泵轮扭矩系数影响最大，且存在明显的非线性二次相关关系，在优化失速泵轮扭矩系数时应该重点考虑。 图3. 最高效率Pareto图 图4. 最高效率主效应图 图5. 失速变矩比主效应图 图6. 失速变矩比Pareto图 图7. β P O − O 与 β P O − I 交互效应图 图8. β T O − O 与 β T O − I 交互效应图 图9. 失速泵轮扭矩系数Pareto图
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user: 4. 基于RSM方法的近似模型的搭建及优化设计 近似模型是用数学模型来逼近输入变量和输出变量之间关系的方法。液力变矩器设计参数众多，若一个个代入模型更改参数去仿真计算寻优的话，由于仿真计算迭代时间过长、计算繁琐，将耗费大量时间和资源，通过构建近似模型，再在近似模型的基础上进行寻找优化解，将大大缩短时间优化资源，使用近似模型来代替原始的计算仿真运用越来越广，它能避免高强度的仿真计算，平滑设计空间的数值噪声，可使数值优化算法也可找到全局解，通常由下式来表述： y ( x ) = y ¯ ( x ) + δ (6) 其中， y ( x ) 为实际值， y ¯ ( x ) 为拟合的多项式近似值， δ 为随机误差，通常服从标准正态分布。响应面方法（RSM）利用多项式函数拟合设计空间，具有良好的鲁棒性。对于三阶响应面模型，其拟合公式为： y ¯ = a 0 + ∑ i = 1 m b i x i + ∑ i = 1 m b i 2 x i 2 + ∑ i = 1 m b i 3 x i 3 + ∑ i ≠ j x i x j (7) 液力变矩器设计参数众多，若一个个代入模型更改参数去仿真计算寻优的话，将耗费大量时间和资源，通过构建近似模型，再在近似模型的基础上进行寻找优化解，将大大缩短时间优化资源，利用响应面方法构建近似模型，然后计算预测值与CFD计算值之间的误差，获得误差分析如表4。 Table 4 Fitting error analysi 性能 平均误差 最大误差 均方根误差 判定系数 λ B o 0.04775 0.09586 0.05828 0.96235 K o 0.0288 0.05945 0.03356 0.98514 η max 0.02469 0.05763 0.03112 0.9879 许用范围 £0.2 £0.3 £0.2 ³0.9 表4. 拟合误差分析 由表中数据可知，构建的近似模型各项检验误差均小于许用值，拟合精度符合要求，可用于代替原始模型并进行下一步研究。 液力变矩器包含多个性能指标，本文研究了最高效率、失速变矩比、失速泵轮扭矩系数三个主要性能参数，所以液力变矩器的优化属于多目标优化，本文选用NSGA-II算法，该算法是目前运用较为广泛的多目标遗传算法，运行速度快、收敛性好，在设计范围内，取三个性能等权重，优化后的模型参数结果如表5，优化后的性能如表6。 Table 5 Optimized parameter valu 内环进口角 内环出口角 外环进口角 外环出口角 B 149 33 148 37 T 20 159 21 153 D 79 22 83 16 表5. 优化参数 Table 6 The result of performance optimizatio λ B O / ( 10 − 6 min 2 ⋅ r − 2 ⋅ m − 1 ) K o η max 原始模型 4.622 1.708 0.816 优化模型 5.952 1.756 0.824 表6. 性能优化结果 由表6可知，模型优化后，各项性能指标均略有增加，其中失速泵轮扭矩系数增大了约28%，失速变矩比增大了约2.8%，最大效率增加约1%。
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user: 5. 结论 (1) 在三维流场设计仿真的基础上，运用优化拉丁超立方试验设计方法，对液力变矩器样本点进行选取，研究了液力变矩器内外环进出口角对性能的影响，运用RSM方法构建近似模型并通过NSGA-II多目标遗传算法对设计参数进行了寻优，得到一组样本点使各项性能指标均有提升。 (2) 由性能影响分析结果可知，涡轮叶片外环出口角、泵轮叶片外环进口角对液力变矩器各项性能指标均有较大影响，在分析优化失速变矩比时，应考虑到涡轮外环进口角和出口角之间的交互效应。 (3) 优化后失速泵轮扭矩系数增大了约28%，失速变矩比增大了约2.8%，最大效率增加约1%，结果表明，该方法优化效果良好，精度符合要求，为液力变矩器设计优化提供理论指导。
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user: 摘要 目的：本研究旨在探讨高中生心理弹性在社会支持与自杀意念之间的中介作用，以期为降低高中生的自杀率提供实证支持。方法：选取南京的五所高中的811学生为被试，采用青少年心理弹性量表、社会支持评定量表以及Beck自杀意念量表对其进行调查。结果：本研究中高中生的自杀意念检出率为12.4%，女生高于男生，高二年级高于高一和高三年级。高中生社会支持、心理弹性各维度均与自杀意念呈负相关；社会支持与心理弹性各维度之间呈正相关。社会支持对心理弹性具有正向预测作用，心理弹性在社会支持与自杀意念关系中起完全中介作用。结论：通过加强高中生的社会支持，提升其心理弹性，有助于减少其自杀意念。
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user: 1. 引言 据世界卫生组织报告，自杀是青少年死亡的主要三大原因之一 [ 1 ]。在我国，自杀是15至34岁人群死亡率高的首位死因 [ 2 ]，多开始于中学阶段，高中阶段逐渐增多。高中生正处于“狂风骤雨”的青春期，是个体发展的重要时期，这一时期除了要面对生理和心理上的大幅度不平衡之外，还面临着巨大的学业压力。自杀行为包括自杀意念、自杀企图以及实施自杀三个阶段，自杀意念是指个体思想或者意念中出现关于死亡、自杀或者严重的自我伤害行为，包括其对自杀行为的计划、步骤以及结果等想法 [ 3 ]，自杀意念产生的越频繁，越可能实施自杀。心理弹性是指个体改变自身以适应多变的环境的行为倾向和从面临的压力情境中恢复的能力 [ 4 ]。已有研究显示，心理弹性可以减少自杀意念的产生，从而阻止自杀行为 [ 5 ]。社会支持是指周围环境，如家人和朋友对自己的关爱、体谅、宽慰、指导和帮助 [ 3 ]，肖水源认为社会支持包括有形的实际支持(如直接物质援助和社交网络)，以及情感支持(如理解、受尊重的经验和他们的满足感) [ 6 ]。社会支持可以增进个体的心理健康，减少心理压力，影响自杀意念 [ 7 ]。同时社会支持也可以在一定程度上影响心理弹性 [ 8 ]。因此，本研究主要探讨高中生社会支持、心理弹性与自杀意念的关系及其作用机制，提出可以减少自杀意念的措施，以期为降低高中生的自杀率提供实证支持。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 对象 采用方便取样的方法抽取南京市五所中学的中学生，共900名，发放问卷900份，回收有效问卷811份，问卷回收率90.1%。被试年龄分布在15到19岁之间，其中男生356名(44%)；高一年级学生293名(36%)，高二年级学生281名(35%)，高三年级学生237名(29%)。 2.2. 方法 1) Beck自杀意念量表(SIOSS) [ 9 ]，由38个条目组成，包括自杀意念强度和自杀危险性两个维度，被试先完成前10个问题，如果问题7到10的答案是“否”，则被认为没有自杀意念，调查问卷作答结束。如果在7到10个问题中，答案是“弱”或“中等到强烈”，那么个体就被认为存在自杀意念，则需要继续完成后面的28道题目。后28道题目中部分题目的答案增加1个“近1周无自杀想法”的选项，其对应得分为“0”。各维度所包含的题目得分相加后除以题目数量所得的均分为该维度得分。得分越高，表明自杀意念越强烈，自杀危险性越高。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.82。 2) 社会支持评定量表(SSRS)，由肖水源编制 [ 10 ]，该量表由10个条目构成，分为3个维度，分别是客观支持、主观支持和对支持的利用度。总分即十个条目计分之和，总分越高，说明社会支持度越大，得到的社会支持越多。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.75。 3) 青少年心理弹性量表(RSCA)，由胡月琴、甘怡群共同编订 [ 11 ]，量表共27个条目，分为两个维度(个人力和支持力)。个人力包括目标专注、情绪控制、积极认知，支持力包括家庭支持以及人际协助。采用5点计分，“完全不符合” = 1，“完全符合” = 5。反向计分后，各维度所包含的题目得分之和为该维度得分，所有题目得分之和为心理弹性总分。分数越高代表心理弹性越好。本研究中该量表的Cronbach α系数为0.86。 2.3. 统计分析 采用SPSS 22.0软件进行数据录入和统计分析。
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user: 3. 结果 3.1. 高中生自杀意念、心理弹性、社会支持现状 在自杀意念强度方面，不存在显著的性别、年级主效应，但是存在显著的年级与性别之间的交互作用[F(2，811) = 3.26， p < 0.05]。进一步做简单效应检验，结果如图1、表1所示，高一年级男女生自杀意念强度相差不大，高二年级的女生自杀意念强度明显高于男生，而高三年级的女生自杀意念强度明显低于男生，这表明从高一进入高三的过程中女生的自杀意念强度发生了一个很大的逆转。在自杀危险性方面，不存在明显的性别主效应，但是存在非常显著的年级主效应[F(2，811) = 5.89， p < 0.01]，进一步的多重比较发现，高二学生的自杀危险性得分显著高于高一、高三学生。不存在显著的性别与年级之间的交互作用。高中生心理弹性总分不存在显著的性别、年级主效应，也不存在显著的性别与年级之间的交互作用。在个人力得分方面，存在显著的性别主效应[F(1，811) = 4.63， p < 0.05]，高中男生的个人力得分显著高于高中女生。不存在明显的年级主效应，也不存在明显的性别和年级之间的交互作用。在支持力得分方面，存在显著的性别主效应[F(1，811) = 5.93， p < 0.05]，高中女生的支持力得分显著高于高中男生。不存在明显的年级主效应，也不存在明显的性别和年级之间的交互作用。在社会支持总分及各维度得分方面，女生的社会支持得分要高于男生，不存在显著的性别、年级主效应。 Table 1 Comparison of the scores of various factors of the suicide ideation psychological resilience and social support scale of high school students with different demographic characteristics (n = 811 变量 个人力 支持力 客观支持 主观支持 支持利用度 强度 危险性 性别 男 53.70 ± 10.19 40.30 ± 7.56 11.23 ± 3.98 21.18 ± 3.47 7.34 ± 2.08 1.42 ± 5.34 0.72 ± 0.91 女 52.28 ± 9.50 41.62 ± 7.58 11.30 ± 3.35 21.28 ± 3.20 7.38 ± 1.64 1.45 ± 0.48 0.87 ± 0.92 年级 高一 52.84 ± 9.78 41.31 ± 7.74 10.94 ± 3.70 20.89 ± 3.28 7.29 ± 1.79 1.40 ± 0.50 0.66 ± 0.89 高二 51.76 ± 9.75 40.70 ± 7.18 11.00 ± 4.04 20.95 ± 3.51 7.19 ± 1.81 1.48 ± 0.54 0.90 ± 0.95 高三 52.48 ± 8.96 41.46 ± 6.92 11.41 ± 3.56 20.98 ± 3.20 7.17 ± 1.64 1.35 ± 0.45 0.63 ± 0.87 t值 2.728 ** −3.228 ** −0.338 −0.613 −0.462 −1.205 −2.997 * F值 2.763 * 0.73 2.421 3.156 5.135 *** 5.841 *** 6.372 *** 表1. 不同人口统计学特征高中生自杀意念心理弹性社会支持量表各因子得分比较(n = 811) 注：*p < 0.05， **p < 0.01，下同。 图1. 自杀意念强度的估算边际均值 3.2. 高中生社会支持、心理弹性、社会支持的相关分析 高中生社会支持、心理弹性各维度均与自杀意念各维度呈显著负相关，社会支持与心理弹性各维度之间均呈显著正相关，详见表2。 Table 2 The mean， standard deviation and correlation coefficient matrix of each variabl 变量 M SD 客观支持 主观支持 对支持的利用度 社会支持总分 个人力 支持力 心理弹性总分 自杀意念强度 自杀危险性 客观支持 11.05 3.80 主观支持 20.95 3.36 0.381 ** 支持利用度 7.22 1.75 0.314 ** 0.472 ** 社会支持 39.22 6.95 0.810 ** 0.811 ** 0.652 ** 个人力 52.29 9.46 0.219 ** 0.286 ** 0.273 ** 0.327 ** 支持力 41.06 7.28 0.330 ** 0.380 ** 0.426 ** 0.471 ** 0.527 ** 心理弹性 93.36 14.67 0.305 ** 0.373 ** 0.388 ** 0.445 ** 0.907 ** 0.837 ** 自杀意念强度 1.42 0.50 −0.199 ** −0.224 ** −0.244 ** −0.279 ** −0.327 ** −0.276 ** −0.348 ** 自杀危险性 0.75 0.92 −0.159 ** −0.219 ** −0.215 ** −0.247 ** −0.256 ** −0.212 ** −0.270 ** 0.815 ** 表2. 各变量的平均数、标准差和相关系数矩阵 3.3. 青少年社会支持、心理弹性和自杀意念的回归分析 根据温忠麟等 [ 12 ] 提出的中介效应检验程序对高中生社会支持、心理弹性与自杀意念三种变量进行分析，进一步探明三者之间的关系(详见图2)。模型的各项拟合指数都达到了可接受水平，模型拟合良好。高中生社会支持、心理弹性和自杀意念关系模型的评价指标分别为χ 2 /df = 4.589，CFI = 0.957，TLI = 0.928，RMSEA = 0.043。社会支持对心理弹性及自杀意念的总体效应(β = −0.47， p < 0.01)与间接效应(B = −0.45， p < 0.01)均达到统计学水平，与自杀意念直接效应无统计学意义。心理弹性在这两个变量间的完全中介效应有统计学意义，中介率为45%，社会支持通过个体心理弹性，进而影响其自杀意念。 图2. 心理弹性在社会支持和自杀意念间的中介作用
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user: 4. 讨论 本研究结果显示，高中生的自杀报告率为12.4%，低于董永海等对高中生的研究结果 [ 13 ]。造成这一差异的原因可能是由于调查对象的地区不同，本研究取样对象来自南京，南京对于学生心理健康的重视程度要高一些。高中生在自杀意念强度和自杀危险性上不存在显著的性别差异。与已有研究有异 [ 14 ]。现在学生所处的社会环境、学习环境以及承受的外界压力都发生了巨大的变化。高考的竞争非常激烈，不管是男生还是女生都承受着巨大的学习压力，他们的自杀意念都存在着一定的强度和危险性，所以差别不是很大。男生在心理弹性的个人力得分上要高于女生，男生思维比较偏理性，遇到事情的时候比较会抽丝剥茧，对症下药。 高二年级学生的自杀报告率最高，与已有研究结果一致 [ 15 ]。高二的学生由于刚刚结束分科，面对更精简的学习科目，可能在认知和身体上都有不适应的地方，对未来充满了期待但却又有太多的不确定性，这样的心理让他们的心理更加的脆弱，因此压力较大。不同年级的高中生在心理弹性总分方面不存在显著差异，这与已有研究结果不一致，在晏登莲等人的研究中，高一、高三的心理弹性高于高二，高一的心理弹性高于高三。可能是由于现在国家对学生的心理健康越来越重视，每个学校都必须配备心理老师，加之本研究取样为南京的高中生，南京对于学生的心理健康重视程度比较高。女生的社会支持得分要高于男生，与已有研究一致，女生遇到困难时会倾向于求助于其他人，而男生则喜欢独立解决问题。 本研究发现，高中生社会支持、心理弹性各维度均与自杀意念的各个维度之间呈负相关，社会支持与心理弹性各维度之间呈正相关。进一步回归分析发现，高中生心理弹性在社会支持与自杀意念之间起到完全中介作用，通过提升高中生的社会支持，增强个体的心理弹性，从而影响其对自杀的态度。高中生的社会支持度越高，其心理弹性就会越强，这与曾彦莹等人的研究结果相一致 [ 16 ]。这也就说明重视高中生的社会支持依然有利于提高他们的心理健康。 这启示我们在高中生的心理健康教育过程中，应当做到：1) 家长应该给予学生全身心的无条件关爱与支持，在学生遭遇困难打击的时候积极地给予关注和安慰。2) 学校应该鼓励学生之间、师生之间遇到困难的时候相互帮助，增强人际协助。3) 学校在心理健康教育课程中增设情绪管理主题，并且组织开展与情绪管理主题相关的团体心理辅导活动，锻炼学生的情绪控制能力。4) 学校可以设置心理咨询服务处和心理咨询信箱，学生出现心理困扰时可以去心理咨询服务处寻求帮助，他们可以向心理咨询师倾诉烦恼以宣泄负性情绪。
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user: 摘要 为了研究超声振动对激光熔覆TiC增强Cr12MoV外观、组织及硬度的影响。在其他参数不变，在无超声振动和有超声振动两种情况下对TiC增强Cr12MoV进行激光熔覆。结果发现同步超声振动的熔覆层比无超声振动的熔覆层外观平整光滑，熔覆层宽度和熔池深度增加，超声振动的空化作用使TiC增强相在熔覆层中的分布更加均匀，从而使整个熔覆层自上而下各点的硬度明显增加；通过摩擦磨损实验发现同步超声振动的熔覆层其耐磨性明显好于未施加超声振动的涂层，摩擦实验60 min后，未同步超声振动的熔覆层失重量为0.038 g，而同步超声振动的熔覆层其失重量仅为0.023 g。因此，超声振动可明显改善熔覆层质量及熔覆层中添加剂的分布，进而改变熔覆层的硬度及耐磨性。
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user: 1. 引言 H13钢因其淬硬性高、高温下强度和韧性佳，因而被广泛用于热作压铸模具材料。但由于热作模具在工作时长期承受热载荷和化学载荷，使其表面容易出现热裂纹和磨损、腐蚀等缺陷。激光熔覆是利用高能密度激光束在基体表面制备特定性能的熔覆层，其具有结合强度高、晶粒细小、热影响区小、热变形小等特点。针对材料表面性能不同需求，可选择不同熔覆材料对金属表面进行强化 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]。 张春华等在热作模具钢表面激光熔覆Stellite-40Co基合金涂层，表面耐磨性和耐腐蚀性能提高，模具使用寿命提高3倍。高国富等在H13钢表面制备Ni基涂层，提高了材料表面耐腐蚀性能及抗热疲劳性能。使用其他材料对H13表面进行强化的研究较少。本文在H13钢表面激光熔覆Cr12MoV合金粉末，因为Cr12MoV合金在300℃~400℃时仍可保持良好的硬度和耐磨性，且由于Cr12MoV韧性较高，承受热载荷后体积变化下，可以保证成形精度。同时为了达到细晶强化的目的，在熔覆过程中同步施加了超声振动。超声振动作为一种外加物理场处理技术，在金属熔化凝固的过程中能够起到除气、细化晶粒、均匀组织成分及降低应力等作用 [ 4 ] [ 5 ]。
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user: 2. 实验材料及方法 2.1. 实验材料 激光熔覆的基材为H13钢，熔覆层材料为Cr12MoV合金粉末，组成及质量成分见表1，为了进一步提高熔覆层的硬度和韧性，加入5%TiC作为增强相。基材尺寸为100 mm × 250 mm × 8 mm，熔覆层合金粉末颗粒尺寸为150~200目，使用前烘干。熔覆前先用专用金相砂纸对基体进行打磨，然后分别用酒精和丙酮清除体冷模具钢基体表面的油污。 Table 1 Cladding material composition (wt% 材料 C Si Cr Mo V Fe Ni Co W P S H13 0.4626 0.8736 5.3079 0.1443 1.3789 Bal. 0.8506 — — 0.0154 0.0021 Cr12MoV 1.55 0.35 11 0.50 0.25 Bal. 0.25 — — 0.020 0.025 表1. 熔覆层材料成份(wt%) 2.2. 激光熔覆及测试设备 激光器型号为YLR-3000型IPG光纤激光器，配备FHPF-10同步送粉器，采用6轴KUKA机器手臂KR30携带PERCITEC YC52熔覆送粉头进行熔覆。 激光熔覆参数为：光斑直径2.50 mm，送粉气压(N2) 0.3 MPa，载气流量600 L/h，保护气压(N2) 0.1 MPa，激光波长1.07~1.08 um。 采用MR5000倒置金相显微镜观察金相组织。 2.3. 实验参数及方法 激光功率P = 1750 W，送粉电压U = 11.5V，扫描速度S = 0.003 m/s，超声频率f = 30 kHz。 图1. 超声发生器及超声传递装置 考虑到熔覆过程中熔池较小且超声波在空气中传输效率低等原因，试验时将超声波从H13钢基体导入，进而传输到熔池。为了保证熔覆过程中熔池超声振动均匀传递，待超声发生器启动15 S后开始熔覆，熔覆结束后滞后30 S关闭超声发生器。实验时先不加超声振动进行熔覆，而后施加超声振动在相同参数下进行试验。图1所示为试验过程所使用的超声振动系统，超声发生器功率为600~900 W。