DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 方法 2.1. 被试 选取杭州市某幼儿园大班幼儿25名(平均年龄72 ± 6个月)，其中男童13名，女童12名。选取杭州市某高校在校大学生24名，男女各半。所有被试均为右利手，身体健康，视力及矫正视力正常，无色盲，无精神史，从未参加过心理学实验。 2.2. 刺激材料 基于前期的实验结果，控制图片性别均为女性，采用6种图片刺激材料，真人最佳纵向比例、真人拉伸比例，真人压缩比例，卡通最佳纵向比例，卡通拉伸比例与卡通压缩比例，各40张。该实验材料比例的选取，源于空间特征关系对面孔吸引力影响的幼儿行为学实验结果  (陈溢智等，2013) 。卡通面孔选取最佳、拉伸、压缩分别是纵向最佳、纵向最佳+40%，纵向最佳−30%，真人面孔选取为纵向最佳、纵向最佳+15%、纵向最佳−15%。这些比例使得最佳、拉伸与压缩三种类型的面孔差异明显，且在幼儿吸引力评价实验中有显著差异。其中，真人面孔调节范围较窄，卡通面孔由于本身具有夸张性，所以调节范围较宽。而卡通纵向拉伸比例略高于压缩，也是基于儿童对卡通面部空间特征关系进行拉伸的审美宽容性高于压缩。 真人儿童面孔采集来自幼儿园大班女童，选取其中面部表情中性的正面照片，利用Photoshop软件去除头发、脖子、耳朵等外部特征元素，只保留眼、口、鼻、面颊等内部特征及原肤色，以减少干扰。再利用Abrosoft FantaMorph 5软件合成实验用人脸图片：先将两张照片中面孔特征分别标记，包括脸廓、眉形、眼廓、瞳孔、鼻尖、鼻孔、嘴唇等多点标记，后根据标记点将两面孔重叠平均，形成一张新的人脸。实验用的每张面孔均采用16张不同儿童照片合成。最后用Photoshop软件处理合成后的人脸，在控制面孔的眼–眼距离即横向比例最佳基础上，调整眼–嘴距离的纵向比例(图1)。 原创性卡通面孔采集自相关图库，选取表情近似中性、五官清晰的正面面孔图片。利用Photoshop软件处理，去除外部特征。由于卡通面孔的发线有补充脸型的作用，最内侧予以保留，且在面孔比例调整时，最大宽度包括脸颊两侧发线。利用Photoshop软件调整面孔比例时，保持面孔横向比例最佳，调整纵向比例。此外，为保持刺激图片一致性，所有生成图片高度均控制为400像素；而面孔宽度存在差异，故不统一控制；亮度和清晰度保持一致，面孔均占图片的90%以上(图2)。 正式实验材料80 (真人40张，卡通40张) × 3 (纵向空间比例) = 240张；预实验材料10 (真人5张，卡通5张) × 3(纵向空间比例) = 30张。 2.3. 实验任务 实验要求对屏幕上呈现的面孔图片进行吸引力评判(是否具有吸引力)。实验分为两部分，分别对真人和卡通儿童面孔进行评价，2个block各包含120张图片，block内不同比例面孔图片呈现顺序随机。正式实验前先进行练习实验。每个被试完成测试平均时间约为45分钟。刺激图片呈现1000 ms，若被试在1000 ms内做出判断，图片消失，呈现白屏直至下一张图片出现；若被试未能及时做出判断，图片也在1000 ms后消失呈现白屏直至下一张图片出现。 2.4. ERPs记录与获得 实验在光线较暗，隔音效果较好的室内进行，被试坐在舒适靠背椅上，心情放松。图片呈现在屏幕(白色背景)中央，要求被试平视屏幕中间，垂直视角为10.68˚，水平视角为6.3˚~22.7˚。实验设备采用Neuroscan公司生产的SCAN-40导脑电记录分析系统，QuickCap电极帽记录脑电，导联为国际10-20系统。双侧乳突平均参考(其中N170通过离线转换为平均参考后再分析)，前额接地，另外在两眼外侧记录水平眼电(HEOG)和左眼上下记录垂直眼电(VEOG)。脑电信号采样率为1000 Hz，带通为0~70 Hz，头皮电阻小于5 KΩ。使用Scan 4.3软件对EEG数据进行离线分析，EOG信号相关法去除眼电伪迹。分析时段(Epoch)为刺激呈现后1000 ms，基线为刺激前200 ms。伪迹剔除标准：成人波幅大于±100 μV，儿童波幅大于±150 μV。 图1. 真人儿童面孔纵向比例示例图，从左往右依次为：压缩比例，最佳比例，拉伸比例 图2. 卡通儿童面孔纵向比例示例图，从左往右依次为：拉伸比例，最佳比例，压缩比例 2.5. 数据分析 根据先前研究范式  (Lu， Wang， Wang， Wang， & Qin， 2014) ，对成分波幅和潜伏期进行重复测量方差分析。为考察N170成分，采用2 (图片类型：真实，卡通) × 3 (纵向比例：拉伸，最佳，压缩) × 2 (半球：左，右) × 2 (被试性别：男，女)的实验设计；为考察VPP成分，采用2 (图片类型：真实，卡通) × 3 (纵向比例：拉伸，最佳，压缩) × 2 (被试性别：男，女)的实验设计；考察LPC成分，采用2 (图片类型：真实，卡通) × 3 (纵向比例：拉伸，最佳，压缩) × 3 (偏侧化：左侧，中央，右侧) × 3 (脑区：中央区，顶区，枕区) × 2 (被试性别：男，女)的实验设计。组间变量为被试性别，组内变量为面孔类型和纵向比例，偏侧化(半球)及脑区等，因变量为反应时，N170与VPP的波幅、潜伏期及LPC平均波幅。参考以往研究  (王军利，王静梅，任静婷，卢英俊，2013) ，32导脑电记录选取颞枕区的T5，T6电极分析N170；选取中央区CZ电极分析VPP；选取P3，PZ，P4，CP3，CPZ，CP4，C3，CZ，C4等电极分析成人LPC，选取P3，PZ，P4，CP3，CPZ，CP4等电极分析儿童LPC；根据ERP波形图，同时参考平均反应时，选取450~650 ms为LPC分析时段。重复测量方差分析使用SPSS21.0软件包进行，方差分析的P值采用Greenhouse Geisser法校正。
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user: 3. 结果 3.1. 行为数据 以先前标准化评价结果作为标准，最佳比例面孔吸引力高，拉伸或压缩比例的吸引力低。以吸引力评价正确率及反应时为因变量，面孔比例、面孔类型和性别为自变量，进行重复测量方差分析。 3.1.1. 幼儿结果 反应时在面孔比例、面孔类型、性别上均不存在显著差异。在正确率上，面孔比例主效应显著，F(2， 40) = 6.90，p < 0.05。事后检验表明，拉伸面孔(0.62 ± 0.03)及压缩面孔(0.61 ± 0.04)均显著高于最佳比例面孔(0.43 ± 0.04)。面孔类型与面孔比例交互作用显著，F(2， 40) = 3.64，p < 0.05。简单效应分析显示，对于卡通面孔，压缩比例面孔准确率显著高于最佳比例和拉伸比例；而对真人面孔，拉伸比例与压缩比例准确率均显著高于最佳比例。 3.1.2. 成人结果 反应时在面孔比例、面孔类型、性别上均不存在显著差异。在正确率上，面孔比例主效应显著，F(2， 44) = 25.37，p < 0.001，事后检验表明，最佳比例面孔(0.62 ± 0.04)显著高于拉伸(0.37 ± 0.03)及压缩面孔(0.32 ± 0.04)。面孔类型与面孔比例交互作用显著，F(2， 44) = 8.72，p < 0.001。简单效应分析显示，无论真人或卡通面孔，吸引力受面孔比例影响显著。对于卡通面孔，最佳比例面孔准确率显著高于拉伸和压缩比例；而在真人面孔，最佳比例与拉伸比例面孔均显著高于压缩比例面孔。 3.2. N170 3.2.1. 幼儿结果 在N170潜伏期上，卡通、真人面孔的各种主效应与交互作用均不显著。在N170波幅上，面孔类型主效应显著，卡通与真人面孔存在显著差异，F(1， 23) = 15.20，p < 0.001。事后检验表明，真人(6.33 ± 0.92 μV)比卡通(3.83 ± 0.54 μV)诱发更大的负波(见图3)。面孔类型与半球交互作用显著，F(1， 23) = 5.96，p < 0.05。简单效应分析显示，在左半球，面孔类型差异不显著；在右半球，真人面孔比卡通面孔诱发更大的波幅。此外，最佳比例面孔诱发的N170波幅(5.24 ± 0.70 μV)均大于拉伸(4.82 ± 0.86 μV)与压缩(5.18 ± 0.59 μV)面孔，存在优势但未达显著。其它主效应及交互效应不显著。 3.2.2. 成人结果 N170潜伏期上，卡通、真人面孔的主效应与交互作用均不显著。N170波幅上，半球主效应显著，左右半球存在显著差异，F(1， 22) = 30.47，p < 0.001，右半球比左半球诱发更高的负波。其他主效应及交互效应均不显著。 3.3. VPP 3.3.1. 幼儿结果 在VPP潜伏期上，面孔类型主效应显著，真人面孔潜伏期显著长于卡通面孔，F(1， 23) = 5.02，P = 0.035 (见图4)。最佳比例面孔的VPP潜伏期短于压缩与拉伸的面孔，但差异未达显著。其它效应均不显著。在VPP波幅上，面孔类型、空间比例、性别均不存在显著差异。 3.3.2. 成人结果 在VPP潜伏期和波幅上，面孔类型、空间比例、性别均不存在显著差异。 3.4. LPC 3.4.1. 幼儿结果 LPC波形总平均图见图5。在LPC平均波幅上，面孔类型主效应显著，F(1， 23) = 6.65，p < 0.01，事后检验表明，卡通面孔(9.75 ± 1.72 μV)比真人面孔(7.03 ± 1.26 μV)诱发更大的正波。LPC平均波幅半球效应显著，F(2， 46) = 5.35，p < 0.01，右半球(9.79 ± 1.75 μV)和中央区(9.02 ± 1.55 μV)显著高于左半球(6.36 ± 图3. 不同类型面孔诱发的幼儿N170波形图 图4. 不同类型面孔诱发的幼儿VPP波形图 图5. 不同纵向比例与类型面孔诱发幼儿的LPC总平均图 1.32 μV)。半球与面孔类型交互作用显著，F(1.59， 36.49) = 4.70，p < 0.05，简单效应分析显示，对卡通面孔，右半球诱发的LPC (12.46 ± 2.37 μV)显著高于左半球(7.04 ± 1.41 μV)，且与中央区(9.75 ± 1.92 μV)存在边缘显著。最佳比例面孔诱发的LPC波幅(9.02 ± 1.54 μV)高于压缩面孔(8.51 ± 1.45 μV)与拉伸面孔(7.65 ± 1.48 μV)，存在优势但未达统计显著(见图6)。其它效应均不显著。 图6. 不同纵向比例的卡通与真人面孔诱发的幼儿脑电地形图(450~650 ms) 3.4.2. 成人结果 LPC波形总平均图见图7。在LPC平均波幅上，面孔类型主效应显著，F(1， 22) = 19.80，p < 0.001，卡通面孔(9.22 ± 0.74 μV)比真人面孔(7.08 ± 0.90 μV)诱发了更大的正波。LPC平均波幅的半球主效应显著，F(2， 44) = 7.06，p < 0.01，中央区(8.22 ± 1.38 μV)与右半球(7.67 ± 0.80 μV)显著高于左半球(7.72 ± 0.66 μV)。脑区主效应显著，F(1.21， 66) = 7.91，p < 0.01，额中央区(6.99 ± 0.89 μV)诱发的LPC显著小于中央区(8.00 ± 0.86 μV)、中央顶区(8.95 ± 0.83 μV)与顶区(8.65 ± 0.75 μV)；且中央顶区显著高于中央区，提示面孔吸引力评判的晚期主要加工脑区可能位于中央顶区和顶区。面孔比例主效应显著，F(2， 44) = 4.86，p < 0.05，压缩面孔诱发的LPC (8.80 ± 0.80 μV)显著高于最佳面孔(7.64 ± 0.83 μV)，拉伸面孔(8.00 ± 0.80 μV)也比最佳面孔诱发更正的LPC，p = 0.07，边缘显著(见图8)。性别主效应显著，F(1， 22) = 4.67，p < 0.05，女性(9.85 ± 1.12 μV)比男性(6.44 ± 1.12 μV)诱发更正的LPC。提示在晚期加工阶段，女性比男性对面孔投入了更多的心理资源。脑区与半球交互作用显著，F(6， 132) = 26.41，p < 0.001。简单效应分析显示，在额中央区，半球间差异不显著；在中央区和中央顶区，左右半球诱发的LPC均显著低于中央部位；在顶区，左右半球诱发的LPC均显著低于中央部位，且左半球LPC显著高于右半球。面孔类型与半球交互作用显著，F(2， 44) = 5.01，p < 0.05。简单效应分析显示，在各个脑区，卡通面孔诱发的LPC波幅均显著高于真人。
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user: 5. 结论 1) 幼儿脑的活动受面孔类型(卡通vs真人)影响显著，体现于早期与晚期加工阶段；而成人只在晚期加工阶段受其影响。 2) 空间特征关系对面孔吸引力加工相关的ERP成分存在影响，主要体现于成人的晚期加工阶段。幼儿脑对最佳比例面孔具有一定的加工优势。 3) 面孔吸引力加工具有显著的右半球优势。 4) 成人女性面孔吸引力晚期加工强度显著高于男性；而幼儿不存在此性别差异。 5) 面孔吸引力晚期加工的主要脑区为顶区和中央顶区。
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user: 摘 要 采用父母教养方式量表和学业自我效能感量表(修订版)对陕西省某高中共816名高中生进行调查，以考察高中生父母教养方式对其学业成绩的影响，并检验学业自我效能感在其中的中介作用。结果发现：高中生学业自我效能感在父母教养方式与学业成绩间起完全中介作用，即高中生父母教养方式中的母亲情感温暖理解(MSS1)维度通过学业自我效能感影响学业成绩。 关键词 :高中生，父母教养方式，学业自我效能感，学业成绩
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user: 1. 问题提出 现行教育体制下，学业成绩依旧是社会最为关注的一项指标 (张云齐，2010) 。历年来，学生的学业成绩都是作为升学、排名的重要考核标准，也是学生、教育工作者和家长最为关注的教育结果 (方芳，2009) 。尤其对高中生而言，学业成绩显得更为重要。以往研究发现，父母教养方式和学业自我效能感分别作为外在因素和内在因素影响高中生的学业成绩 (钱珍，2008；谷丹，2010；黄维利，2012；朱晓军，2012) 。 父母教养方式(Parenting Style)是指父母教养态度、行为和非言语表达的集合，它具有跨情境的稳定性 (Darling & Steinberg， 1993) 。以往关于父母教养方式的研究主要存在两种思路 (刘文婧，许志星等，2012) ：第一种思路重点考察不同教养行为的维度和特征，如Becker等(1965)从控制–自主、温情–敌意、焦虑–平静这三个维度上，将父母教养方式划分为民主型、权威型、骄纵型、保护型、专制型、控制型、过敏型和忽视型等八种类型 (Becker & Krug， 1965) ，而 Baumrind (1971， 1991) 则从要求性和反应性这两个维度上，将父母教养方式划分为权威型、专制型、溺爱型和忽视型等四种类型 (Baumrind， 1970; Baumrind， 1991) ；另一种思路重点考察更为具体的教养行为，如 Perris等(1980) 提出了惩罚、宽容、鼓励等十五种教养行为 (Perris， Jacobsson et al.， 1980) ，而 Leeuwen等(2004) 则提出了规则教养、给予自主、积极养育等九种教养行为 (Leeuwen & Vermulst， 2004) 。 学业自我效能感(Academic Self-efficacy)是指学习者对自己能否利用所拥有的能力或技能去完成学习任务的自信程度的评价，由学习能力自我效能感和学习行为自我效能感构成 (钱珍，2008) 。其中，学习能力自我效能感是指个体对自己是否有能力完成学业、取得良好成绩和避免学业失败的评估；学习行为自我效能感则是指个体对自己的学习行为能否达到学习目标的评估 (王凯荣，辛涛等，1999) 。 以往研究发现，不仅中学生的父母教养方式会对学业成绩有直接影响 (芦朝霞，2005；赵霞，2009；黎肖霞，2013) ，学业自我效能感也对学业成绩有显著的正向预测作用 (钱珍，2008；王艳侠，曹宇腾等，2013) ，并且，中学生学业自我效能感与父母教养方式显著相关 (岑萃，2005) 。高中生父母教养方式、学业自我效能感和学业成绩显著相关并对学业成绩有预测作用 (黄维利，2012) 。此外，初中生父母教养方式显著预测学业自我效能感，而学业自我效能感显著预测学业成绩，且父母教养方式与学业自我效能感可以共同预测学业成绩 (谷丹，2010) 。 已有研究从父母教养方式和学业自我效能感等方面对学业成绩的影响做了诸多探索，但已有研究多是分别探讨父母教养方式和学业自我效能感对学业成绩的影响，鲜有将其整合在一起进行分析。这不仅可能忽视多个自变量的共同作用而使单个变量的作用被高估；而且也可能难以揭示父母教养方式和学业自我效能感影响学业成绩的路径关系，不利于学业成绩影响机制的探讨。因此，本研究假设：父母教养方式影响高中生学业成绩，且学业自我效能感在其中起中介作用。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究被试 本研究采用分层整群抽样法，对陕西省某中学共816名高中生施测《父母教养方式量表》(EMBU)和《学业自我效能感量表》(MJSES修订版)，其中男生364人，女生452人；高一429人，高二387人；城市175人，农村641人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 父母教养方式量表(EMBU) 采用岳冬梅等(1993)修订的中文版父母教养方式量表(EMBU) (岳冬梅，李鸣杲等，1993) 。该量表共66个题项，分为父亲教养方式分量表和母亲教养方式分量表。其中，父亲教养方式包括情感温暖理解(FSS1)、惩罚严厉(FSS2)、过分干涉(FSS3)、偏爱被试(FSS4)、拒绝否认(FSS5)和过度保护(FSS6)等六个维度；母亲教养方式包括情感温暖理解(MSS1)、过度干涉保护(MSS2)、拒绝否认(MSS3)、惩罚严厉(MSS4)和偏爱被试(MSS5)等五个维度。该量表采用Likert四点记分，分为1，2，3，4四个等级，依次表示“从不”、“偶尔”、“经常”、“总是”四种情况。该量表同质性信度系数为0.46~0.88，分半信度系数为0.50~0.91，间隔三个月的重测信度系数为0.58~0.82，期间无更多学习和训练；该量表实证效度较好。经测试，EMBU中文版各项指标满足测量学要求，并得到以往研究的广泛使用 (李占江，王极盛，1999；白新营，2014；闫彬，2014；赵爰珍，2014；陈超，2015) 。 2.2.2. 《学业自我效能感量表》(MJSES修订版) 采用岑萃修订的学业自我效能感量表 (岑萃，2005) 。该量表共23个题项，可分为学习行为能力自我效能感、学习应对能力自我效能感和发展能力自我三个维度。该量表采用Likert五点记分，分为1，2，3，4，5五个等级，依次表示“完全符合”、“比较符合”、“一般”、“不太符合”“完全不符合”五种情况。以量表总分衡量被试的学业自我效能感水平。该量表内部一致性信度a系数为0.814；该量表内容效度为0.442~0.623，结构效度和效标效度较好。经测试，MJSES修订版各项指标满足测量学要求。 2.2.3. 学业成绩 收集被试语文、数学和英语这三门主要学科的期中考试成绩，考虑到各学校和年级的考试成绩不对等，本研究对被试的成绩按所在学校和年级进行标准分数转化，将所得Z分数相加，以此衡量被试的学业成绩。 2.3. 施测方式 采取以班为单位的团体测验。由事先经过培训的心理学专业本科生担任主试，在课堂上发放问卷并统一宣读指导语，进行不记名填答，完成后在班主任协助下现场统一回收。 2.4. 统计处理 所有数据均采用SPSS19.0进行统计分析。 2.5. 各量表实际测量信度分析 父母教养方式量表实际测量信度为0.935；学业自我效能感量表实际测量信度为0.847。满足测量学要求。
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user: 3. 结果分析 3.1. 高中生父母教养方式、学业自我效能感和学业成绩的相关分析 从表1可得，父亲拒绝否认(FSS5)和母亲情感温暖理解(MSS1)与学业成绩呈显著相关，学业自我效能感总分与学业成绩呈显著相关，满足中介效应检验的前提条件。 3.2. 高中生父母教养方式通过学业自我效能感影响学业成绩的中介效应检验 研究者采用Baron和Kenny所建议的方法来检验和评价中介作用 (Baron & Kenny， 1986) 。具体来说，衡量中介效应存在的标准时：在第一个回归方程中，自变量显著影响中介变量；而在第二个回归方程中，自变量显著影响因变量；在第三个回归方程中，中介变量显著影响因变量，同时自变量对因变量的影响减弱。在满足以上三个条件的情况下，如果在第三个回归方程中，自变量对因变量的影响值β的减弱不显著，则存在完全中介，如果显著则存在部分中介。根据以上相关分析的结果和中介效应检验的标准，分别以家庭教养方式各维度为自变量，以学业自我效能感为中介变量，以学业成绩为因变量，检验三个自变量的中介关系模型。 因为父亲情感温暖理解(FSS1)、惩罚严厉(FSS2)、过分干涉(FSS3)、偏爱被试(FSS4)、过度保护(FSS6)和母亲过度干涉保护(MSS2)、拒绝否认(MSS3)、惩罚严厉(MSS4)和偏爱被试(MSS5)与学业成绩的相关不显著，而父亲拒绝否认(FSS5)与学业自我效能感的相关不显著，这十个维度均不符合中介效应检验的前提条件，所以只将母亲情感温暖理解(MSS1)作为自变量。 模型：以MSS1为自变量，以学业成绩为因变量，以学业自我效能感为中介变量。加入学业自我效能感后，MSS1的β值由0.051降到0.026，回归系数不显著，说明学业自我效能感在MSS1与学业成绩间起完全中介作用。从解释率的变化来看，MSS1对学业成绩的直接解释率为0.6%，中介模型对学业成绩的解释率为3.8%，解释率有所增加，说明中介模型能更好地解释MSS1对学业成绩的影响。如表2所示。
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user: 4. 结论与讨论 研究发现，高中生父母教养方式中的母亲情感温暖理解(MSS1)与学业成绩呈显著相关，但联合解释变异量只有3.2%~3.8%。中介效应检验的结果表明，高中生学业自我效能感在父母教养方式与学业成绩间起完全中介作用，即高中生父母教养方式中的母亲情感温暖理解(MSS1)这一维度是通过学业自我效能感影响学业成绩。 高中生父母教养方式一方面会直接影响学业成绩，另一方面会通过学业自我效能感来影响学业成绩，这一结果与以往一些研究相符。然而，高中生父母教养方式对其学业成绩的预测程度为0.6%，这一结果表明高中生父母教养方式对学业成绩的影响较小，这一结果与前人研究一致 (钱珍，2008) 。 虽然高中生的父母教养方式对其学业成绩影响很小，但优化高中生的父母教养方式对发展其各项心理机能具有重要意义。应鼓励和引导家长认识其自身的教养方式和其对子女各项心理机能的重要影响，并促进良好教养方式和抵制不良的教养方式。 此外，学业自我效能感影响学业成绩，高中生父母教养方式是通过学业自我效能感影响学业成绩。这体现出自我效能感的重要作用，也验证了特殊领域的自我效能感研究的必要性和重要性。学业自我效 Table 1 The correlation among parenting style， academic self-efficacy and academic achievemen 维度 FSS1 FSS2 FSS3 FSS4 FSS5 FSS6 MSS1 MSS2 MSS3 MSS4 MSS5 学业自我效能感 学业成绩 FSS1 1.000 FSS2 −0.084 * 1.000 FSS3 0.328 ** 0.517 ** 1.000 FSS4 0.078 * 0.186 ** 0.107 ** 1.000 FSS5 −0.012 0.671 ** 0.537 ** 0.142 ** 1.000 FSS6 0.286 ** 0.460 ** 0.571 ** 0.131 ** 0.487 ** 1.000 MSS1 0.718 ** −0.159 ** 0.148 ** 0.036 0.127 ** 0.117 ** 1.000 MSS2 0.169 ** 0.356 ** 0.599 ** 0.067 0.436 ** 0.535 ** 0.293 ** 1.000 MSS3 −0.156 ** 0.524 ** 0.341 ** 0.155 ** 0.634 ** 0.410 ** −0.132 ** 0.555 ** 1.000 MSS4 −0.096 ** 0.646 ** 0.300 ** 0.086 * 0.477 ** 0.320 ** −0.099 ** 0.476 ** 0.680 ** 1.000 MSS5 0.118 ** 0.119 ** 0.054 0.821 ** 0.069 * 0.068 0.192 ** 0.079 * 0.071 * 0.038 1.000 学业自我 效能感 0.138 ** −0.037 0.064 0.043 −0.036 0.005 0.178 ** 0.083 * −0.029 −0.056 0.061 1.000 学业成绩 0.054 −0.049 0.047 0.045 −0.081 * 0.001 0.075 * 0.041 −0.038 −0.012 0.063 0.196 ** 1.000 表1. 高中生父母教养方式、学业自我效能感和学业成绩的相关分析 注： * 表示P < 0.05， ** 表示P < 0.01， *** 表示P < 0.01，下同。 Table 2 Mediating effect of academic self-efficacy on the influence of parenting style on academic achievemen 因变量 自变量 R 2 F β t 模型 学业自我效能感 MSS1 0.032 26.583 *** 0.178 48.370 *** 学业成绩 MSS1 0.006 4.609 * 0.051 1.446 学业成绩 MSS1 0.026 0.726 学业自我效能感 0.038 32.471 *** 0.196 5.698 *** 表2. 高中生父母教养方式通过学业自我效能感影响学业成绩的中介效应检验 能感对学业成绩的影响更为直接，提高学生的学业自我效能感对于促进学生的学业成绩有重要的理论和实践意义。
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user: 5. 局限和展望 本研究取得了一定的成果，但仍存在一定的不足： 首先，本研究采用了岳冬梅等修订的父母教养方式量表，虽然本研究证明其依然具有良好的信效度指标，但随着父母教养方式研究的不断深入，新的问卷也在不断出现，如蒋奖等修订的简式父母教养方式问卷等 (龚艺华，2005；蒋奖，许燕等，2009；蒋奖，鲁峥嵘等，2010) 。未来研究有必要使用多个问卷并比较其优劣，以发展出更为简便有效的测量问卷。 其次，本研究选取的高中生样本容量还有待提高，大样本对于揭示变量间的相互联系非常必要。未来研究也可以加入初中生、小学生等样本群体，以进行横向比较。当然，纵向追踪研究相信也能发现更多有价值的成果。 最后，本研究使用的中介效应检验技术比较简单。未来研究可以采用更先进的中介效应检验方法，如MCMC方法和偏差校正的非参数百分位Bootstrap方法 (方杰，张敏强，2012；方杰，张敏强，邱皓政，2012) 。
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user: 摘 要 托马斯·阿奎那是欧洲中世纪著名哲学家和神学家，由他提出的上帝存在的五路证明在世界范围内至今颇有影响。本文逐一考察了他的五路证明，认为他的每一个证明的前提中都至少包含一个假命题，因此至少都不是有说服力的论证；同时认为，从寻求最佳解释的推理的角度来说，上帝存在也未必是对托马斯所断言的诸现象的最佳解释。 关键词 :托马斯·阿奎那，上帝存在，五路证明
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user: 1. 引言 在托马斯之前，已有神学家尝试对“上帝存在”这一命题进行证明。但证明“上帝存在”的活动本身就受到许多批评：有些人认为，上帝存在是自明的，因此无需证明([ 1 ] ，p. 12)；有些人则认为，上帝是未见之事物，其存在无法获得证明，“上帝存在”仅是信仰的对象([ 1 ] ，p. 13)。对于前一观点，托马斯认为，自明性一方面是事物或命题自身的属性，与认知主体无关，另一方面则是具有自明性的事物或命题对认知主体而言的自明性，与认知主体有关。与认知主体有关的自明性具有相对性，对有些人来说是自明的认识对象对另外一些人来说则并非自明。而“由于我们不知道上帝的本质是什么，‘上帝存在’这一命题对我们而言就并非自明，因而需要藉我们较为熟知的事物，即上帝的效果加以证明，尽管从这些事物的本性来说，它们具有更少的自明性([ 1 ] ，p. 13)。”对于后一观点，托马斯则依据“如果效果存在，那么原因必然先在”的说法加以拒斥，认为我们可以通过对我们而言较为明显的“上帝存在”的效果之存在证明较为不明显的“上帝存在”([ 1 ] ，p. 14)。基于对“无需证明”和“无法证明”的两种观点的反驳，托马斯认为可以对“上帝存在”这一命题进行证明。又因为证明是从较为明显的命题中推出较为不明显的命题，“上帝存在”对人类而言的自明性小于“上帝存在的效果之存在”对人类而言的自明性，因此对“上帝存在”的证明就应当采取从效果到原因，即后天证明(a posteriori demonstration)的方式进行。由此，托马斯提出了如下对上帝存在的五路证明。
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user: 3. 结论 最后，即使我们假定托马斯所提出的五路证明中的所有类似观察句的语句都为真，使用到的所有限制性定理(limiting principles)都为真，或者直接假定不动的推动者、万物的第一因、万物的至极者、万物中的最完满者以及理性设计者的存在是得到辩护的，我们也很难断言说它们就是“全知、全善、全能”的上帝的各属性，因为全知全善全能的上帝概念本身面临着“恶的存在”的质疑，从逻辑上说是难以成立的概念，因而也难以构成对以上诸事物或某一具有以上诸属性的事物的最佳解释。因此，从寻求最佳解释的推理(inference to the best explanation)的角度讲，“上帝存在”也不是对托马斯所断言的诸现象的最佳解释。
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user: 摘 要 社会拒绝会引发攻击性行为，而人格因素作为社会拒绝和攻击性行为的调节变量受到越来越多的关注。如拒绝的敏感性、自恋、自尊等，这些是攻击性的易感性人格因素，会使攻击性行为增加。本土化的人际自立特质是中国本土化的人格特质。从攻击性的保护性人格因素的角度探讨有别与西方的一些中国人特有的人格特征与社会拒绝的攻击性行为的关系，是非常有必要的。 关键词 :社会拒绝，人际自立特质，攻击性行为
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user: 1. 引言 社会心理学家对社会拒绝的研究始于20世纪90年代，伴随着归属需要和自尊的社会计量器理论的提出而兴起 (Baumeister & Leary， 1995; Leary et al.， 1995) 。社会拒绝是指在社会互动中，一个人被他所渴望与之建立关系的个体或团体的拒绝以及贬损，由此他所渴望的关系以及归属需要无法实现的现象，有排斥、拒绝、放逐、孤立等多种表现形式 (Baumeister & Leary， 1995) 。 归属需要理论认为人天生有一种归属的需要，这种需要植根于人类的进化，人们需要归属社会团体并且被其他人所接纳。而社会拒绝威胁了人类的基本需要—归属需要，产生被拒绝的感觉，个体将导致一系列复杂的行为反应 (Baumeister & Leary， 1995) ，包括自我损害行为 (Twenge et al.， 2002) 、自我调节的削弱 (Baumeister & DeWall， 2005) 、亲社会行为 (Maner et al.， 2007) 、甚至导致严重的攻击行为等 (Twenge et al.， 2001) 。而近些年来社会拒绝对个体行为所带来的消极方面，特别是与攻击性行为的关系越来越受到学者的关注。本土化的人格特质是有区别于西方的人格特质，具有中国特色文化的人际自立特质。本文主要从本土化的人格特质角度阐释其对社会拒绝后的攻击性行为的影响。
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user: 2. 社会拒绝与攻击性行为 社会拒绝与攻击性行为关系密切。首先，社会拒绝能引发攻击行为。例如，拒绝组被试相比其它组被试对之前侮辱过他的、无互动过的人给予强度更大的，持续时间更长的噪音，以及分配更多的热辣酱给那些讨厌热辣酱的人；在另外的实验中，被告知将会孤独终老组的被试将会对那些曾经侮辱过他们的人提供更消极的工作评估 (Twenge et al.， 2001) 。实验室外研究表明，社会排斥也能引发一系列的攻击行为。对15个校园枪击案的人研究发现，其中有13个人都曾遭受过社会拒绝 (Leary et al.， 2003) 。另外， Warburton等(2006) 研究表明：相比受到社会拒绝、而不能对挫败有控制感的人来说，对挫败控制感较强的人表现更少的攻击性行为 (Warburton， 2006) 。此外， DeWall等(2010) 研究表明：之前被友好的对待、而随后被拒绝的个体相比于在被拒绝前一直得到不友好的对待的个体会表现出更多的攻击行为 (DeWall et al.， 2010) 。 其次，受到拒绝的人不仅会攻击他们的伙伴，而且他们还会对没有涉及到拒绝体验、以及没有以任何方式激怒他们的无辜第三方表现出高水平的攻击性行为。这表明被社会拒绝的人可能感受到更广泛的反社会，可能有意愿的攻击团体中的其他人。只有团体中的对他们特别好的人表扬他们、认同他们，才能摆脱这种敌意的对待。因此，受到社会拒绝的人不仅仅对拒绝者产生攻击性倾向，对与拒绝体验无关的第三者同样有攻击性行为 (Twenge et al.， 2001) 。 社会拒绝导致攻击性行为的原因可归纳为以下几点：1) 敌意认知偏向。社会拒绝激发被拒绝个体产生促使攻击发生的敌意认知偏向，这种对人对事的敌意认知偏向与该个体对拒绝体验无关的人实施攻击性行为是相关的。如 DeWall等(2009) 研究发现，拒绝组被试相比控制组被试，更能增加感知中立信息为敌意信息的倾向，更可能将攻击性的词汇和模糊性的词汇混淆，更多用攻击性词汇完成词汇填充任务。被拒绝个体敌意的、负性认知引起相应的负性情绪反应，尤其是愤怒和恐惧更能导致攻击的本能性行为反应 (DeWall et al.， 2009) 。2) 拒绝作为疼痛的来源。社会拒绝可看作是一种社会疼痛，与生理疼痛共享相似的疼痛情绪的脑区， Eisenberger (2003) 实验表明 (Eisenberger et al.， 2003) ：在经历社会拒绝后大脑背部扣带回被激活，这和自我报告的悲痛情绪呈正相关，同时右腹侧前额叶激活，这与自我报告的情绪压力成正相关；也有研究显示，生理疼痛可以诱发愤怒和攻击性，这些疼痛、不愉快的经验诱发了攻击，是由于不愉快的情感体验 (Berkowitz， 1989) 。而拒绝毫无疑问的会引发不愉快的情绪(如愤怒、悲痛、抑郁、嫉妒等)，拒绝可以通过同样的路径诱发愤怒和攻击行为 (Leary， 2001) 。3) 拒绝作为挫折的来源。拒绝阻挠了他们努力去获得社会接纳或其它需要依赖接纳想要达到的结果，这和挫折–攻击理论的观点是一致的 (Dollard， 1939) 。该理论认为：当个体期望达到某项目标而遭受外部阻碍时将会诱发攻击行为。拒绝阻碍了一些基本的需要，由此产生的挫败感可能产生攻击。4) 情绪宣泄、改善。人们经历了厌恶的情绪，理所当然想要除去它。由于无法表达的愤怒会让人感到不愉快，而攻击能释放出愤怒，而人们在攻击之后往往会感到愤怒情绪得到了宣泄。5) 拒绝是对自尊的威胁。攻击有时是威胁一个人的自我或自尊降低的结果，自尊的缺失和逐渐增多的攻击和暴力发生相联系 (Baumeister et al.， 1996) 。当人们被拒绝时，便开始怀疑自己做错了什么，这种沉思可能导致被拒绝者的自尊水平降低。6) 重建自我控制和效能感。个体被拒绝、忽视可能威胁到一个人的自我效能和控制感，他们把攻击作为控制的一种手段，为了重建自我效能和控制感的动机而去实施攻击。研究表明：当人们被拒绝后，经历一系列控制感缺失会导致攻击行为以及反社会行为发生。被拒绝的被试失去对厌恶噪音的控制感后，其攻击行为相比其它被试组会显著增加。反之，如果可以对同样的厌恶噪音进行控制，其攻击行为和控制组则没什么差异 (Warburton et al.， 2006) 。7) 社会拒绝后的激素的水平将对随后的攻击性行为产生影响 (Ford & Collins， 2010) 。 Dickerson等(2004) 根据自我保护理论认为 (Dickerson et al.， 2004) ，当威胁一个人的社会自我，包括威胁一个人的自尊、地位和接纳，将会引发一个协调的生物心理反应，包括下丘脑–脑垂体–肾上腺轴系统的激活和社会认知、动机和行为的改变。下丘脑–脑垂体–肾上腺轴(HPA axis)是人类生理应激反应的主要成分。当应激源引发许多激素，HPA轴得到激活，最终导致糖皮质激素的释放，如皮质醇激活。而社会拒绝被认为一种社会应激情境，是对社会自我的威胁。高强度的HPA轴反应在社会拒绝的情境下被认为是对急性的社会威胁的适应性反应。此外， Ford和Collins (2010) 发现在社会拒绝后而增加的皮质醇浓度的个体更有可能对他们的同伴进行贬损 (Ford & Collins， 2010) 。
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user: 3. 人格影响社会拒绝的攻击性的行为反应 社会拒绝会产生攻击性反应，但并不是所有经过社会拒绝的个体都会表现出攻击性行为，而且不同个体表现出来的攻击性行为强弱程度也不尽相同，这暗示存在一些个体差异的因素能影响个体对社会拒绝的行为反应。因此，人格对社会拒绝后攻击性的研究受到越来越多的关注。社会拒绝也可被视为一种人际激起状态，一项元分析的表明包括特质愤怒，A型人格、自恋、冲动等许多人格特质能够调节激起状态与攻击行为的关系 (Bettencourt et al.， 2006) ，即更高的特质愤怒、情绪易感性、分散–沉思、A型人格、自恋、冲动相比这些低特质在激起状态下表现出更多攻击性行为。 3.1. 拒绝敏感性与社会拒绝的攻击性反应 拒绝敏感性被认为是一个倾向于对拒绝焦虑的过程，很容易感知和过于夸大拒绝。 Ayduk等人(2008) 的研究认为拒绝能引发攻击行为，这种效应取决于个体在拒绝敏感性上的差异 (Ayduk， 2008) 。高拒绝敏感性人对拒绝的影响能使攻击性行为增加，而低拒绝敏感性人对拒绝的影响将不会使攻击性行为的增加。拒绝组被试相对于非拒绝组被试分配更多的热辣酱给不喜欢吃热辣酱的拒绝者，而拒绝敏感性能够调节拒绝引发的攻击性行为在高拒绝敏感性的个体起作用，而不是低拒绝敏感性的个体。在Ayduk等(1999)的研究中表明 (Ayduk， 1999) ：个体被一个潜在的约会对象拒绝，高拒绝敏感性的女性相对于低拒绝敏感性，他们对未来期望对象的评估更消极。而在 Romero-Canyas等(2010) 的研究中，在同样的拒绝情境下，高拒绝敏感性的人相对于低拒绝敏感性的人对其他人有更多的敌意的感受，更多表现出反应性攻击性行为 (Romero-Canyas et al.， 2010) 。 3.2. 自恋与社会拒绝的攻击性反应 自恋作为一种个人的差异能调节社会拒绝和攻击性的关系。自恋者为了获得统治其他人以及获得维持他们自我膨胀的关注。当自恋者面临着别人和他们的自我观点不一致时，他们可能会寻求外化的谴责，更可能对一些威胁自我者作出生气、以及一个外化的情绪问题 (Carroll， 1987) 。此外，Bushman和Baumeister (1998)的实验证明了自恋者相对于非自恋者更可能对曾经侮辱过他们的人而给予更多的攻击性反应，如对他们撰写文章给予消极的评价，以及对那些曾经侮辱过他们的人实施噪音冲击 (Bushman & Baumeister， 1998) 。在Twenge和Campbell (2003)研究中，自恋者会对那些拒绝他们人实施攻击性行为，此外，自恋者在经历一个社会拒绝的经历后，会对无辜的第三者实施攻击性行为 (Twenge & Campbell， 2003) 。 3.3. 自尊与社会拒绝的攻击性反应 自尊和攻击性行为的关系是复杂的。在Ford和Collins (2010)的研究证实了低自尊个体在受到社会拒绝时比高自尊个体更多地贬损拒绝者 (Ford & Collins， 2010) 。低自尊个体减少了社会联系，从而导致了个体对社会规则的服从程度降低，进而增加了攻击性。在受到社会拒绝时低自尊个体比高自尊个体更多贬损自己的搭档，希望使搭档失去一个兼职机会，这表明低自尊个体表现出更高的攻击性行为。但在Bushman和Baumeister (1998)认为自尊和攻击性行为是无关的，这和以往认为低自尊导致攻击性行为增加的观点相矛盾，却发现自恋结合高水平自我威胁能导致高水平的攻击性行为 (Bushman & Baumeister， 1998) 。而对内隐自尊的研究发现：在受到社会拒绝时，具有较高内隐自尊的被试比具有较低内隐自尊的被试攻击性更低。低自尊个体与社会的联系更少，这就导致了对社会规则的服从程度降低，同时增加了攻击性行为，低自尊个体可能对拒绝信息更为敏感 (刘璐，2012) 。 3.4. 有命运信仰的个体与社会拒绝的攻击性行为反应 宿命论理论更倾向于把挫折的经历归因为稳定的人格因素(knee et al.， 2003)。对于那些持有很强的宿命信念的人来说，拒绝代表是对他们幸福感关系的一种稳定的、残酷的评判。研究表明：相对于逐渐增加的信仰，有命运信仰的个体对于社会排斥能实施强度更大、时间更长的一个噪音的排斥。具有命运信仰的个体当他们被排斥多于他们被接纳时，这种命运信仰特质使被试表现出更多的攻击性行为。具有命运信仰的被排斥被试，相比于一个增长信念的被排斥被试，能够对一个不了解工作的申请者更少的积极的评估 (Chen et al.， 2012) 。
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user: 4. 人际自立特质与社会拒绝的攻击性行为反应 目前已经有一些关于人格、社会拒绝、攻击性行为三者关系的研究，即人格可以调节社会拒绝后的攻击性行为已经得到一些实证的支持。但是以往对人格对社会拒绝后攻击性行为的研究方面多集中在一些消极的人格特质，基于本土化的积极人格品质研究较少，特别是在控制西方大五人格后，具有中国特色的人际自立特质。因此，本文将从人际自立与社会拒绝后攻击性行为角度进行梳理它们的关系。 4.1. 人际自立特质的概述 人际自立被认为是立足于中国传统文化的心理健康和心身症状的保护性的人格因素，是我国传统文化重视的积极的人格品质( 夏凌翔，黄希庭，2009 ； 林天兴，夏凌翔，2009 )。人际自立是自立人格的两个重要方面之一，是个体自己在解决所遇到的基本人际交往问题中形成的人格特征，包括人际独立、人际主动、人际责任、人际灵活和人际开放5个特质。其中，人际独立是指个体能够自己从事基本的人际活动；人际主动是指主动与人交往；人际责任是指对人忠，信；人际灵活是指能够权变、现实地处理人际关系问题；人际开放是指能够积极容纳他人 (夏凌翔，2010) 。 4.2. 人际自立特质与攻击行为的理论和实证分析 人际自立特质的五种特质人际独立、人际主动、人际责任、人际灵活和人际开放是心身症状和心理健康的保护性因素，都能显著负向预测敌意 (林天兴，夏凌翔，2009) ，而敌意是一种攻击性的倾向和感受，更多涉及使攻击性行为发生的消极的信念和态度，因此人际自立特质能负向预测攻击性行为。课题组未发表的结果表明：人际责任、人际开放能负向预测攻击性行为。原因可从以下方面解释：从人际自立特质本身的特点看，人际责任指对人的忠、信，会对别人有积极的态度和认知，人际开放会使自己更加宽容和拥有乐观的态度，个体积极寻求更多社会支持来减少应激事件带来的消极应对，因而减少消极事件的影响；人际自立中的某些特质与大五人格某些特质是类似的，如人际主动与外向性的热情和合群、人际开放与大五人格的积极接纳，人际独立与神经质的自我觉知类似，而外向性和神经质与攻击性相关密切；人际责任、人际开放都是具有积极性的人格特质，它们都是健全的人格品质，因此他们有健全的、积极的认知调节机制，更能通过对认知的调节来抵御攻击性反应；人际责任、人际开放可看作是亲社会倾向的人格特质，因此它们和宜人性一样都具有积极的、亲社会的倾向。高宜人性的个体在面对敌意信息的时更能激发记忆中的亲社会思想应对敌意信息 (Meier et al.， 2006) ，并且高宜人性的个体能增加亲社会的认知来调节敌意认知的影响 (Wilkowski et al.， 2006) 。因此，我们认为人际责任、人际开放、人际主动可能会负向预测攻击性行为。 4.3. 人际自立特质可以调节社会拒绝后的攻击行为的理论和实证分析 人际自立特质是社会支持的保护性人格因素，人际责任与人际灵活是有利于社会支持的人格特质 (夏凌翔，石绪亮，2011) 。人际自立特质与实际的社会支持以及感知到的社会支持的关系模型认为，实际的社会支持能中介人际自立特质在感知的社会支持的局部效应，而人际主动、人际责任、人际开放能够预测个体实际获得的社会支持和感受到的社会支持 (Xia et al.， 2012) 。社会拒绝本身就是一种应激状态，人际责任、人际灵活、人际主动、人际开放是社会支持的保护性人格因素，更倾向于寻求外部资源缓冲人际应激的消极情绪和行为，从而减少攻击性行为的发生。 社会信息加工理论(Social Information Processing theory， SIP) Crick和Dodge (1994)强调了社会认知在攻击行为中的作用 (Crick & Dodge， 1994) 。之前研究检验了社会拒绝是引发攻击性的原因之一，即社会拒绝增加了感知中性信息为敌意的倾向，这种敌意的认知导致了攻击性行为[ 10 ]，而在Xia，Shi，Zhang和Hollon (2013)研究中，高人际自立特质人将偏向一种积极的人际信息加工的过程，低人际自立特质人将偏向一种对人际信息消极的加工过程 (Xia et al.， 2013) 。积极和消极人际信息的加工过程之间的差分平衡可以解释：人际自立特质能预测心理健康和人际关系。具有高人际自立特质的个体将偏向对人际的信息进行积极的加工和处理，有效抵御敌意认知的出现，因此能有效抵御拒绝后的攻击性行为。 最后，人际责任、人际开放这两种人际特质能负向预测应激条件下消极应对方式 (张冉冉等，2014) ，而社会拒绝后的攻击性行为可能看成一种消极的应对方式，因此人际责任、人际开放可看做与社会排斥后的攻击性行为存在关联。综上所述，人际责任、人际开放两种人际自立特质能够调节个体遭遇社会拒绝后的攻击性行为。
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user: 5. 总结 先前对人格与社会拒绝后攻击性行为的研究主要集中在消极的人格特质方面，如自恋、神经质、神经质、拒绝敏感性等。而本文重要介绍了基于本土化积极的人格特质——人际自立特质，人际自立特质是基于中国特色的人格特质，有着现实的意义。本课题组对人际自立特质与社会拒绝后攻击性的行为研究中，只涉及了社会拒绝和攻击的部分范式，对于其它范式是否都能做出同样的结果也值得更多的尝试。除此之外，人际自立能调节社会拒绝后攻击性行为的内在机制也是个值得研究的方向。 社会拒绝会导致攻击性行为。在孩子早期教育过程中同伴或老师的拒绝、忽视和侮辱等行为会影响其成年后攻击行为的发生 (Dodge et al.， 2003) 。因此，社会、学校、教师、家长应对未成年儿童和青少年的被同伴拒绝、攻击的体验给予越来越多的关注和干预。具体可从以下几点进行：1) 学校、教师要为班集体营造一个完全接纳、积极开放的氛围，教师对班集体中被孤立、忽视的孩子给予更多的关爱、接纳、鼓励和肯定。从拒绝者角度，教师要引导他们积极接纳和帮助班级上被忽视、孤立的群体，并在班级倡导同伴之间的团结、有爱、互帮互助、相互接纳的人际互动模式。2) 学校、教师要对被拒绝的孩子进行系统的人际沟通和问题解决的技能训练，鼓励他们对自我概念的认同和接纳，带领他们融入学校和班集体的各项活动中去，让他们运用新的人际沟通技巧与人沟通，在各项活动中积极进行互动，培养个人的主人翁意识和体验人际互动的乐趣。3) 家长和教师应注重提升被拒绝个体的自尊水平和自我价值的肯定。教师应注重在平常教学活动中对这些学生给予更多的肯定和关系，通过给他们安置一些力所能及的事情来提升他们的自我效能感；家长也应该多鼓励自己的孩子，平时不要说伤害孩子自尊的话，看到他们取得的进步应给予适当的表扬和奖励。4) 被拒绝儿童和青少年的所发生的攻击等不良心理行为问题可以追溯到他们婴幼儿，说明父母忽视在婴幼儿时期对他们健全人格的培养，导致他们在青少年时期可能会出现一系列的心理行为问题和社会适应问题。所以，父母要对婴幼儿的人格进行早期的干预，注重婴幼儿健全人格的培养，这样才能更好适应社会 (鲍秀兰，李月萍，2013) 。5) 被拒绝者低的自我效能感、自我调节能力、自我控制感是导致攻击行为发生的重要原因 (Baumeister & DeWall， 2005) 。学校教师应对班集体的被拒绝、孤立群体进行自我控制训练，并让父母配合监督，让他们每天记录自己的训练情况，并在一定时间内给老师积极反馈，老师对他们的自我控制的进行要进行积极的奖励强化，这样他们更能有效学会调节自己的行为。未来需要探索主动的干预措施对被排斥者的影响，比如如何通过改变个体的认知、情绪和行为来应对排斥以及预防和避免再次被排斥。
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user: 摘 要 采用访谈法探索企业免疫力的影响因子，提取了21个条目，通过问卷调查借助spss统计分析软件进行因子分析，最终提出企业免疫力的三大影响因子：企业制度与能力因子、企业文化因子、企业战略与对外活动因子。 关键词 :企业免疫力，影响因素，因子分析
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user: 1. 引言 一场流感，有人感染，有人幸免，人体免疫力的大小决定了肌体抵抗疾病的能力。人体免疫系统充当了保卫人体健康的卫士，使肌体能够抵抗外来的细菌和病毒。企业也会遭遇各种“病毒”的摧残与打击[ 1 ] [ 2 ] ，有些企业受损严重，有些企业难以存续，有些企业却健康存活，表明企业也有自己的免疫力。于是企业免疫作为一个新的研究领域被越来越多的学者所关注。王以华等人(2006) [ 3 ] 将企业免疫定义为：企业识别外部和内部异己(有益和有害)，排除威胁因素并产生记忆，从而维护企业健康的能力，并且构建了企业免疫理论的框架体系，在文章最后提出了组织年龄、组织领导、组织规模、组织文化等因素会影响企业免疫力的大小，但并没有进行论证。吕萍等(2008)经过研究发现认知需求、认知复杂性、传递、组织防御和组织记忆等五个方面决定了企业免疫力的大小，并认为组织防御对企业免疫力影响最大[ 4 ] 。王成荣(2009)从战略眼光、创新文化、危机意识、品牌战略、经营谋略、人本文化、社会责任感和企业家精神八个方面分析了这些因素是如何影响企业免疫力的[ 5 ] 。赵钱等(2010)认为个人免疫行为、免疫制度、免疫管理技术、免疫文化等组织要素对企业免疫的效能有很大的影响，如企业内部参与免疫行为的人越多，自然对组织产生破坏性行为的人就越少；企业中若免疫文化占主流，便会自然遏制异己文化的滋生与蔓延[ 6 ] 。以上即是企业免疫力影响因素的已有研究，学者们并无达成共识，并且还没有实证研究。因此，本文将在已有研究的基础上，从实证的角度对企业免疫力展开论证。
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user: 2. 研究设计 为了探索企业免疫力的影响因素，本文进行了两个阶段的研究，第一阶段的主要工作时经过访谈提取企业免疫力影响因素的条目，并形成正式调查问卷，具体过程如下：访谈对象主要是企业高管人员，来源于作者读博所在学校和目前工作的学校培养的已毕业和在读的MBA学员。访谈从2015年7月持续到9月，共有30个被访者。访谈形式主要有面对面访谈、QQ访谈和电话访谈三种。访谈内容主要有三个问题：企业是否有免疫力、免疫力强的企业有哪些特征、哪些因素能够影响企业免疫力。根据对访谈收集来的资料进行整理归类，并反复推敲，笔者提炼出了27个条目，并且设计了初步的量表，并进行了预调研。预调研对象为笔者所在学院的在职研究生和MBA学员，共发放问卷35份。将回收的35份有效问卷用SPSS 16.0统计软件对数据进行了统计分析，根据描述性统计结果，删掉了检验不合格的和因子负荷量小于0.3的条目，剩下21个条目，即企业规模、企业的柔性程度、员工对企业的忠诚度、企业所处行业、积极履行社会责任有利于企业免疫力的提升、员工对企业价值观的认同感、企业的凝聚力、风险管理能力、员工的归属感、企业对环境的敏感性、持续的创业精神、企业内部人人受重视、人人受尊重的文化氛围、合理的人才培养体系、有效的激励机制、危机处理能力、组织结构、企业对员工的宽容程度、组织记忆能力、稳健的财务政策、员工认同的管理制度、企业的领导体制、员工之间的团队合作精神、企业领导人的综合素质、企业创新能力、企业的社会关系网络、多元化战略。 在信度检验中，Cronbach’s Alpha为 0.756，大于0.7为高信度，因此可以接受。经KMO和Bartlett球形检验，χ 2 值为223.18，df值为145，P < 0.001，KMO值 = 0.701，说明可以对该变量进行因子分析。以上检验的结果表明，由这21个题项构成的问卷信度符合检验标准，初步确定正式问卷进行发放。 第二阶段的工作发放正式问卷，并进行数据分析，具体过程简要如下：于2015年9月至10月对来自不同行业的78家企业的管理层发放了问卷，共计发放问卷250份，收回234份，其中有效问卷228份。统计研究工具为SPSS 16.0。