DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 4.1. 单一无共型C类人格障碍倾向组自尊结构 C类人格障碍倾向组的条件自尊和不稳定自尊得分均显著高于正常对照组，外显自尊和防御性自尊得分稍低，说明C类人格障碍倾向大学生外显自尊较低，防御性自尊较低，但容易受到具体情境和评价性反馈的影响。这与以往研究结果较一致，低自尊是C类人格障碍倾向的预测指标(金莹，卢宁，2013)，相比C类人格障碍大学生，正常大学生的防御性自尊更高，这与国外理论研究结果存在一些出入(Jessica & Richard， 2003)。这说明正常大学生受社会期望影响更大，可能是由于在某种程度上正常大学生不太愿意承认自己的缺点和错误行为，为了获取他人的赞许会极力显示自己最优秀的一面，防御性自尊在维持个体自我价值感中起到了保护作用，也有研究显示适当的自我防御有助于自尊的稳定(Christina， Ari， Leena et al.， 1999)；另一可能的原因是C类人格障碍各型之间防御性自尊得分差异较大，如强迫型人格障碍可能防御性自尊更高，而依赖型防御性自尊则较低，这让C类人格障碍组的防御性自尊得分被中和；最后，东西方文化价值观的差异，也可能会导致个体在防御性自尊得分上有所差异。有研究曾发现，根据其配偶的报告，防御性自尊得高分者确实具有一些好的品质：如良好的适应性、待人友善等(Virgil & Jennifer， 2006)，这使得结果的解释更趋复杂。金莹和卢宁(2013)通过高自尊结构差异研究发现，在控制外显自尊水平后，人格障碍阳性组仅在条件自尊上的得分显著较高而在防御性自尊、不稳定自尊方面没有显著差异，即高条件自尊是人格障碍倾向大学生的典型特点。简言之，C类人格障碍倾向大学生的自尊较低且不稳定，条件化程度较高；而正常大学生的自尊较高且相对稳定，并具有一定的防御性。 4.2. 反事实思维与各自尊对单一无共型C类人格障碍倾向检出的影响 研究结果显示，反事实思维与外显自尊存在显著正相关关系，而与条件自尊和不稳定自尊存在显著负相关关系，这与魏娟娟、冯正直(2009)的研究结果一致。外显自尊水平越低的个体，越倾向于关注自己的缺点或不足(吴明证，梁宁建，孙晓玲等，2008)，对自我发展没有信心，长期的自我贬低也让自己思维变得狭窄。条件自尊与不稳定自尊互为影响，条件出现，个体会体验到价值感，自尊上升；条件消失，个体则容易产生负面评价，价值感降低，自尊下降，而当其潜在自我评价与意识水平的自我评价不一致时，容易诱发其产生更多反事实思维，而个体反事实思维既可能使其产生改变的动机和希望，也可能使其陷入更消极的情绪体验之中。 研究结果发现，不稳定自尊和反事实思维均对C类人格障碍的检出有不同的预测作用。不稳定自尊对C类人格障碍检出的正向预测作用表明，不稳定自尊得分越高，C类人格障碍倾向检出的可能性越大，而个体自尊越稳定其检出C类人格障碍的可能性越小。同时由于反事实思维对C类人格障碍检出的正向预测作用，反事实思维得分越高，检出C类人格障碍的可能性越大，个体越退缩和焦虑。反事实思维得分越高，说明个体对负性事件的陷入越深，同时其产生的内疚、羞耻情绪更多，内疚是由于自己的行为伤害了他人或违反了规则而产生的带有自责、懊悔的内心情感体验，同时有强烈的愿望去坦白、道歉和修复自己的过错；而羞耻主要来自于他人对自己的负性评价所引起的被揭露、自卑、无价值和无地自容的情感体验，同时有隐藏、逃避的行为倾向(Schmidt & Linden， 2009)，这种消极道德情绪太多，容易让个体产生更多负面的自我评价，导致个体有更多退缩、回避行为，而这种退缩回避行为又会让个体的社交能力下降，影响其在社交中的归属感，产生更多的人际挫折，进而又会诱发更多反事实思维，如此循环，致使个体的行为模式偏离正常。 防御性自尊和反事实思维对强迫型人格障碍的检出预测效应显著，而条件自尊的预测效应并不显著。条件自尊的预测效应与金莹，卢宁(2013)的结果不一致，可能的原因是研究的回归方程中纳入了反事实思维变量，而其在回归中影响了条件自尊的预测效应；防御性自尊主要体现的是个体的社会期许性，回归分析显示，防御性自尊得分越高的个体，其越容易表现出强迫型人格障碍特点。强迫型人格障碍个体冷漠、内向，并且开放性低，CCMD-2的描述为谨小慎微、过度计划性、过分关注细节、刻板固执、因循守旧等行为方面，同时对自己要求严格，过分沉溺于职责义务与道德规范，无业余爱好，拘谨吝啬，缺少友谊往来，在他人面前不愿表露自己的缺点，一旦其缺点被发现，往往会感觉很受伤，自尊也会因此受损。强迫型人格障碍者的反事实思维更多的是后悔情绪，后悔是由反事实思维诱发的一种复杂的负性社会情绪，对个体日常生活的决策和心身健康具有重大的影响。因此，后悔具有反思性认知的特点，后悔与非预期消极结果的失望不同，其主要是指个体在决策中对责任的思考，而责任与自我相关，对此过多思考也是导致强迫型人格障碍决策能力受损，做事犹豫不决的原因之一。 研究发现，仅有反事实思维对焦虑/回避型人格障碍倾向预测效应显著，但在回归模型解释度和预测正确率上，纳入外显自尊，模型解释和拟合得更好，说明外显自尊对焦虑/回避型人格障碍的检出也有很大的贡献，之前所论及，反事实思维容易诱发内疚和羞耻的情绪体验，而这种道德情绪恰恰是焦虑/回避型人格障碍常有的负性情绪，这种负性情绪会极大地影响个体的自尊和自我价值感，焦虑/回避型人格障碍个体不仅会以灾难化的方式解释消极社交事件，还会以消极方式对模糊情境做解释。消极的解释偏差可能已经成为焦虑/回避型人格障碍个体的信息加工模式，这种模式一旦形成会使其对积极社交线索做出更多消极解释，因此反事实思维是焦虑/回避型人格障碍形成机制的另一解释角度。外显自尊对焦虑/回避型人格障碍预测的贡献，已有许多研究证实了，焦虑/回避型人格障碍的典型特点是自我评价低，感觉自己是无胜任力的。 4.3. 各自尊在反事实思维与单一无共型C类人格障碍间的中介作用 研究结果显示，不稳定自尊在反事实思维预测C类人格障碍检出中起中介作用，而条件自尊的中介效应不显著，反事实思维预测C类人格障碍的检出在前面已有研讨，在反事实思维这一入睡之前的认知活动中，个体往往对一天或一段时间的经历进行反思，针对强迫型人格障碍个体可能会诱发更多的后悔情绪，而对焦虑/回避型个体则有可能会诱发内疚和羞愧的情绪，这些情绪体验往往与自我联系起来，形成个体对自我的评价，进而影响个体的自我价值感或自尊，这又反事实思维预测条件自尊和不稳定自尊可以得出，通过自尊的中介作用，对个体的行为模式产生影响，从而影响个体的人际交往和社会适应，然而研究中，条件自尊的中介效应并未得到证实，可能的原因有，C类人格障碍倾向组中包括了依赖型人格障碍，而依赖型人格障碍在之前的分析中均发现，其与强迫型和焦虑/回避型人格障碍的反事实思维存在明显分离，依赖型相对其他两种类型的C类人格障碍，在自尊受损和负性情绪体验上存在一定的差异，也许导致其在中介效应检验中降低了差异。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 1) 整体上，C类人格障碍倾向大学生的自尊不稳定，条件化程度较高。C类各型人格障碍倾向大学生的自尊结构具有异质性：其中，焦虑/回避型人格障碍组的外显自尊水平低，条件自尊水平高；依赖型人格障碍组的防御性自尊较低，不稳定自尊较高。 2) 不稳定自尊和反事实思维是C类人格障碍倾向的危险因子；防御性自尊和反事实思维是强迫型人格障碍倾向的危险因子；反事实思维是焦虑/回避型人格障碍倾向的危险因子，外显自尊是其保护因子。 3) 反事实思维可以直接正向影响C类人格障碍检出，也可以通过不稳定自尊正向影响C类人格障碍检出。
system: [SYSTEM]

user: 6. 临床心理干预启示 临床心理治疗中要考虑C类人格障碍的自尊结构特点以及反事实思维对C类人格障碍的影响。第一，要依据C类人格障碍的自尊脆弱性设置针对性的心理干预方案，提高其自尊的稳健性；第二，在对C类各型人格障碍进行心理干预时，要注意其自尊结构的异质性，焦虑/回避型人格障碍组要降低其条件自尊水平，依赖型人格障碍组要提升其自尊的稳定性；第三，可以通过认知行为治疗等心理治疗技术，纠正C类人格障碍的反事实思维，从而提升他们自尊的稳定性，取得心理治疗效果。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 本研究基于家庭系统论的情绪安全感理论，采用方便取样法从洛阳市一所高中随机抽取456名学生为被试，以问卷调查的方式考察父母婚姻冲突对青少年学习倦怠的影响，同时探讨情绪不安全感的中介作用。结果发现：父母婚姻冲突正向预测青少年的学习倦怠，情绪不安全感在父母婚姻冲突对青少年学习倦怠的影响中起中介作用。本研究为改善青少年的学习倦怠提供了理论基础和实践意义。 关键词 :父母婚姻冲突，学习倦怠，情绪不安全感，青少年 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 2. 研究方法 2.1. 被试 本研究以高中生为被试，采用整群随机抽样的方法，在洛阳市某中学选取高一、高二共8个班级的学生参加测验。总发放问卷456份，剔除无效问卷53份，其中包括10个单亲家庭、7个重组家庭，收回有效问卷403份，有效问卷比率为88.4%，403个被试中男生152人，女生251人。家庭月收入在2000以上的有366人，2000以下的有37人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 父母婚姻冲突问卷 父母冲突儿童知觉量表(Children’s Perception of Interparental Conflict Scale， CPIC)。本研究采用Grych，Seid和Fincham (1992)编制的，池丽萍和辛自强(2003)修订的儿童对婚姻冲突的感知问卷。该量表共40个项目，共7个维度，分别测量儿童感知父母冲突的频率、强度、内容、解决，以及儿童对婚姻冲突的自我归因、对冲突带来的威胁认知、对自己应对冲突的效能感的评价。参照以往的相关研究(马梅芬，朱蕾，杨小钧，王振宏，2017；邓林园，许睿，方晓义，2015)，本研究选取父母冲突频率(6题)、冲突强度(7题)、冲突的解决(6题)三个维度。该量表采用5点计分，经过对部分负向题目的反向计分，在本研究中分数越高表示父母冲突越严重。分数越高表示父母冲突越严重。在本研究中总量表的Cronbach’s α系数为0.942，分维度的Cronbach’s α系数分别为0.898、0.857、0.852。 2.2.2. 青少年情绪不安全感量表 青少年情绪不安全感量表(Security in the Interparental Subsystem Scale， SIS Scale)。本研究采用Davies等人(2002)年编制的，包括包括情绪反应性、行为失调、卷入、逃避、建设性家庭表征、破坏性家庭表征和蔓延性家庭表征等7个因子。根据王明忠等人(2014)的研究，本研究使用消极情绪(9题)、破坏性表征(4题)和蔓延性表征(4题)三个因子，把后两个因子合并为消极表征。该量表采用4点计分，从不符合到非常符合，分数越高表示儿童的情绪不安全感水平越高。在本研究中总量表的Cronbach’s α系数为0.852，情绪反应性和消极表征的Cronbach’s α系数分别为0.873、0.744。 2.2.3. 学业倦怠问卷 学业倦怠量表(Maslach Burnout Inventory-Student Survey)。本研究采用吴艳等人(2010)编制的青少年学习倦怠量表，该问卷已被证明适用于中学生，有较好的信效度，可作为青少年学习倦怠的测量工具。该问卷包括三个维度身心耗竭(4题，如“最近一段时间，我常常感到精疲力尽”)、学业疏离(5题。如“当学习时，我忘掉了周围的一切”)、低成就感(7题，如“我能经常达到自己的目标”)共16道题目，采用5点计分，将部分负向题目的反向计分，分数越高表示学业倦怠水平越高。在本研究中总量表的Cronbach’s α系数为0.866，分维度的Cronbach’s α系数分别为0.713、0.752、0.815。 2.3. 数据处理 本研究以班级为单位，使用统一指导语进行集体测试，填写完毕后当场回收数据，采用SPSS24.0对各量表数据进行统计分析。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果分析 3.1. 青少年父母婚姻冲突、情绪不安全感与学业倦怠在性别和家庭月收入的差异分析 对青少年的父母婚姻冲突、情绪不安全感和学业倦怠在性别上差异分别进行独立样本t检验，均值比较结果显示：在性别上，女生的情绪不安全感得分(39.44 + 10.101)显著高于男生(37.05 + 10.418) (t = −2.274， p < 0.05)。青少年的父母婚姻冲突(t = 1.657， p > 0.05)和学业倦怠(t = −0.796， p > 0.05)在性别上差异不显著。在家庭月收入水平上，家庭月收入低于2000元的父母婚姻冲突(52.38 + 13.961)显著高于月收入在2000元以上的家庭(47.30 + 13.498) (t = −2.176， p < 0.05)，月收入低于2000元家庭的青少年的学业倦怠水平(48.08 + 9.01)显著高于月收入在2000元以上家庭的青少年的学业倦怠水平(44.50 + 8.356) (t = −2.468，p < 0.05)。 3.2. 父母冲突、青少年情绪安全感与学业倦怠的描述统计和相关分析 研究变量之间的相关分析见表1所示。由图可知，父母冲突(冲突频率、冲突强度，冲突解决)与情绪安全感(消极情绪、消极表征)呈显著正相关，与学业倦怠(身心耗竭、学业疏离、低成就感)呈显著正相关。青少年的情绪安全感各维度与学业倦怠的各维度呈显著正相关，即父母冲突、青少年情绪安全感、学业倦怠两两显著正相关。 Table 1 Mean， standard deviation and correlation matrix of each research variabl 变量 M±SD 1 2 3 1.父母婚姻冲突 47.76 ± 13.60 1 2.情绪不安全感 38.54 ± 10.27 0.13** 1 表1. 各研究变量之间的平均数、标准差及相关矩阵 注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p < 0.001。 3.3. 情绪安全感的中介作用分析 根据上述相关分析的结果表明，可以进行进一步的中介效应检验。根据研究假设，以情绪安全感为中介变量，以父母婚姻冲突为自变量，以学业倦怠为结果变量。采用SPSS软件中的PROCESS插件对中介模型(如图1)进行检验(Hayes & Preacher， 2014)，结果显示：父母婚姻冲突对青少年学业倦怠的直接效应为0.148，占总效应的83.68%；父母婚姻冲突通过情绪不安全感对青少年学业倦怠的间接效应为0.0289，占总效应的16.32%。由表2可知，加入中介后，自变量父母婚姻冲突对因变量学业倦怠的直接效应的置信区间仍不包含零，故情绪不安全感在父母婚姻冲突与青少年学业倦怠之间发挥了部分中介作用。 Table 2 The effect of parental marital conflict on academic burnout is decompose 影响路径 效应值 95%置信区间 父母婚姻冲突→学业倦怠 0.148 [0.0853， 0.211] 父母婚姻冲突→情绪不安全感→学业倦怠 0.0289 [0.0054， 0.0553] 表2. 父母婚姻冲突对学业倦怠的效应分解 图1. 父母婚姻冲突对青少年学业倦怠的中介模型
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 4.1. 青少年父母婚姻冲突、情绪不安全感与学业倦怠在性别和家庭月收入的差异分析 本研究结果发现，女生的情绪不安全感得分显著高于男生。此结果说明，女生比男生更易受父母婚姻冲突的影响，这可能是由于女生的情感更细腻，她们需要更多的来自外在的情感支持尤其是来自于家人的关心和爱护，当家庭中的父母发生婚姻冲突的时候，女孩感受到的消极情绪和痛苦感受也在增加，她们更倾向于卷入家庭冲突之中，而男生在成长过程中同伴和外界的新鲜事物更能引起他们的兴趣和注意，因此男生和女生在面对父母的婚姻冲突的情感反应不同，女生的情绪不安全感水平可能会更高。这与Davies和Lindsay (2004)的研究结果一致，Davies和Lindsay研究发现父母的婚姻冲突可以预测女孩的痛苦反映增加。 在家庭月收入水平上，月收入低于2000元的父母婚姻冲突显著高于月收入在2000元以上的家庭，月收入低于2000元家庭的青少年的学业倦怠水平显著高于月收入在2000元以上家庭的青少年的学业倦怠水平。这一结果与我们的普遍认知比较一致。家庭收入水平较高的家庭，他们可用的资源和信息通常要比低收入家庭相对要多一些，更有能力去解决生活中实际存在一些问题，这些也有利于家庭的和睦和孩子的成长。收入水平较高的家庭，家庭中的儿童青少年可利用的信息也更多，可能更有利于他们学习和成长。Heimer (1997)研究发现，社会经济地位低的父母较多的使用强迫、专制的教养方式，而社会经济地位高的父母更多的采用较为温和的方式，如道德劝说、诱导等，并且经济地位低的父子关系要明显差于经济地位高的父子关系(Shek & Daniel， 2005)，与本研究结果基本一致。 4.2. 父母婚姻冲突与青少年学业倦怠的关系 本研究的结果表明，父母的婚姻冲突可以显著预测青少年的学业倦怠。相关分析的结果显示，父母婚姻冲突的频率越高、强度越大、解决越差，青少年的学业倦怠水平越高。这与国内外学者的研究一致(马梅芬等，2017；李艳华，钟佑洁，黄海宁，2017；Davies， Woitach， Winter， & Cummings， 2008)。说明父母婚姻冲突不仅会引起儿童、青少年内外化行为问题，也会影响儿童的学业成就，这也为学校和家长解决学生学业问题提供了一个新的思路和方向。此结果，也符合家庭系统理论的溢出假说(Spillover hypothesis)，该理论认为家庭作为一个动态变化的关系整体，个人或成员之间的情绪和行为会对家庭中的其它成员或关系系统造成一定的影响。本研究的结果也说明了，父母之间破坏性的婚姻冲突确实会对儿童的学业表现产生很大的影响，在家庭环境下，父母发生冲突时，孩子会表现的非常无助，他们需要调动自身的认知、情绪等资源来应对这一现象，有的孩子也会出现行为失调的表现，生活中的消极事件占用孩子较多的心理资源，使其无法有效的进行学习，这与Davies等人(2008)学者的研究结果一致。这也警示我们良好的家庭环境对孩子的人格成长以及未来的成就有着不容忽视的作用。本研究的结果发现父母婚姻冲突的各个维度与青少年学习倦怠的各个维度之间相关显著，这也为进一步探索二者之间的作用机制提供了必要的前提。 4.3. 情绪不安全感在父母婚姻冲突与青少年学业倦怠中的中介作用 本研究的中介模型分析结果显示，情绪不安全感在父母婚姻冲突与青少年的学业倦怠中起中介作用，说明父母婚姻冲突不仅可以直接影响青少年的学业倦怠，而且也可以通过作用于情绪不安全感间接影响青少年的学业倦怠。本研究的结果符合了情绪安全感理论(Emotional Insecurity Theory)，破坏性的父母冲突会影响儿童的情绪安全感，父母频繁的发生冲突，将会造成儿童青少年对负性情绪的过度调节，进而可能会导致其情绪和行为的失调。儿童青少年的主要任务是适应校园生活，完成学业，青少年应对父母婚姻冲突将损耗较多的心理资源，可能会使其不能有效地进行学习，导致其发生学习成绩下降或学习倦怠。情绪安全感在父母婚姻冲突影响青少年心理健康发展过程中起着重要的作用，有不少研究发现，父母婚姻冲突所引起孩子的情绪不安全感，会对儿童的身心发展造成很大的影响，如引起儿童心理问题(Davies， Martin， Coe， & Cummings， 2016)、异常饮食行为(Haak， Bi，Gilbert， & Keller， 2017; George et al.， 2014)、抑郁情绪和社交焦虑(王明忠等，2014)等等。因此，这也提醒我们在关心学生学习成绩的同时，更应该关注学生的心理状态，从学生个体出发，教会他们正确面对父母的冲突。 4.4. 研究的意义、局限与展望 本研究从情绪安全感理论出发，探讨了父母婚姻冲突对青少年学业倦怠的影响，以及情绪不安全感的中介作用，结果与研究假设一致，父母婚姻冲突不仅直接影响青少年的学业倦怠，也会通过青少年的情绪不安全感间接作用于学业倦怠。研究的结果验证了情绪安全感理论。本研究不仅增加了情绪安全感的相关研究，也具有较大的教育意义。首先，本研究的结果提示父母和相关的教育工作者，家庭环境对个人的影响是不容忽视的，父母应采用正确的处理矛盾的方式，引导孩子正确的面对父母的冲突和处理自己的冲突。其次，我们的学校教育工作者，不能仅仅关注孩子的学业表现，要认识到家庭环境对孩子情绪、学业表现等等方面的负面影响，我们在儿童的教育过程中不能忽视家庭的重要作用，教育工作者和家长要给孩子建立正确的面对家庭冲突的态度，并及时疏导孩子的负面情绪。 本研究也存在一些不足之处，首先，本研究并没有考虑到环境变量，以后的研究可以从亲子关系、同伴关系、师生关系、社会支持等方面去考察其在父母冲突对孩子心理发展影响过程中的缓冲作用；其次，本研究的数据主要是基于青少年的报告，今后的研究可以从父母、老师等多个角度去收集数据；最后，本研究是一项横向研究，今后的研究可以采用纵向追踪研究去探讨变量之间的因果关系。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 父母婚姻冲突、情绪不安全感与青少年学业倦怠各变量相关显著。父母婚姻冲突正向预测青少年的学业倦怠。情绪不安全感在父母婚姻冲突与青少年学业倦怠中起中介作用。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 以山东省费县大青山省级自然保护区核心区内23个点位土壤样品(0~60 cm)为研究对象，依照土层发育深度，采集0~20 cm，20~40 cm及40~60 cm土壤样品，测定土壤容重、土壤孔隙特性、土壤pH值、有机碳、有效氮、有效磷和速效钾含量。结果表明：1) 土壤容重分布范围为1.06~1.69 g·cm −3 ；毛管孔隙度分布范围为26.7%~46.6%；非毛管孔隙度分布范围为1.21%~15.6%；总孔隙度分布范围为32.8%~52.2%。2) 土壤pH值分布范围在4.70~7.88；土壤有机碳含量分布范围为0.03~5.17 g·kg −1 ；土壤铵态氮含量在9.00~15.7 mg·kg −1 之间；硝态氮含量在0.37~14.2 mg·kg −1 之间；有效磷含量分布范围为17.2~21.5 mg·kg −1 ；速效钾含量分布范围为63.0~130 mg·kg −1 。主成分分析结果发现，随土层深度增加毛管孔隙度、速效钾、 N O 3 − - N 含量呈增加趋势；土壤pH值越高土壤有效磷、 N H 4 + - N 含量越低。费县大青山省级自然保护区阔叶林或针阔混交林下林下土壤有机碳含量较高，针叶林下土壤pH值较低，有效磷含量较高，土层深度增加速效钾、 N O 3 − - N 含量增加。 关键词 :自然保护区，森林土壤，养分含量，主成分分析 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 土壤养分含量与森林生态系统功能及循环息息相关，是森林生产力的直接影响因子 [ 1 ] 。土壤是成土母质在一定水热条件和生物作用下，经过一系列物理、化学和生物过程形成的 [ 2 ] ，土壤养分的组成和空间分布特征直接影响土壤生产力的高低 [ 1 ] 。而植被类型、海拔和坡度等地形因子又反过来对土壤养分的形成产生内在影响 [ 3 ] [ 4 ] 。土壤有机碳、有效氮、磷和钾是大量养分的主要因素，也是是土壤养分的重要组成部分，其含量对土壤微生物的数量，凋落物的分解速率以及土壤有机碳和养分的长期积累均有显著影响 [ 5 ] [ 6 ] 。 目前，国内关于森林土壤肥力的研究多集中于热带和亚热带森林 [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] ，关于温带森林土壤养分的研究相对较少。而土壤孔隙性质、土壤容重、土壤pH值、有机碳、有效氮、磷和钾含量等理化性质和大量养分含量数据的积累，对于研究温带气候下土壤肥力的形成及不同林分类型对林下土壤理化性质和养分含量的影响有重要意义。因此，本文选取费县大青山省级自然保护区内温带森林林下土壤为研究对象，选取核心区主要位点，对其土壤理化性质及大量养分含量进行测定，为后期自然保护区内森林培育提供数据和理论支持。
system: [SYSTEM]

user: 2. 材料与方法 2.1. 研究区概况 费县大青山省级自然保护区地处沂蒙山山脉，前身为国有大青山林场，位于费县东北部，北部与蒙阴、沂南两县交界，西、南、东与薛庄镇相连。地理坐标为东经118˚5'至118˚12'，北纬35˚20'至35˚27'，是典型的温带森林，境内五彩山是蒙山最东端的高峰，海拔762.7米，为费县、沂南两县界山，属于温带季风气候，夏季高温多雨，冬季寒冷干燥，四季分明。 费县大青山省级自然保护区保护区总面积4000 ha，其中核心区950 ha。土壤以片麻岩发育的薄层精骨性棕色森林土为主，植被为针阔叶混交、乔木灌木结合，植被覆盖率达80%以上，有木本植物62科138属294种。其主要林分类型有刺槐(Robinia pseudoacacia L.)人工次生林、黄檀(Dalbergia hupeana Hance)天然次生林、黑松(Pinus thunbergii parl)纯林、松刺混交林和松栎混交林。 2.2. 样品采集 大青山自然保护区核心区为东西向狭长地块，根据林场要求，自东向西选取23个重要点位，挖取土壤剖面，用环刀、铝盒和自封袋分别采集0~20 cm、20~40 cm和40~60 cm每土层采集3个点土样，然后均匀混合在一起，一部分鲜土用于测定土壤pH值及有效养分含量；一部分土风干磨细后过100目筛保存，用于土壤有机质含量的测定。 2.3. 土样处理及试验方法 土壤样品带回实验室后，鲜土过2 mm筛后装袋放4度冰箱保鲜，一周内测定土壤pH值、土壤铵态氮、硝态氮、有效磷和速效钾含量，另外利用环刀和铝盒内样品测定土壤含水量、土壤容重和土壤孔隙性质。土壤pH值采用1:2.5土水比，pH计测定；土壤含水量采用重量法测定(105℃烘干)；土壤容重和土壤孔隙度采用环刀法测定；土壤有效氮采用2 mol·L −1 氯化钾溶液振荡浸提1小时后，过滤，铵态氮含量测定采用靛酚蓝比色法，吸取滤液2 ml，放入比色管，加入1 ml次氯酸钠溶液，1 ml苯酚溶液，静置1 h后，加入1 ml掩蔽剂，625 nm比色 [ 11 ] ；硝态氮含量采用双光束紫外分光光度法测定，吸取4.5 ml滤液加入0.5 ml 2%的氨基磺酸溶液并摇匀，在220 nm和275 nm处测定吸光度并计算硝态氮浓度 [ 12 ] ；土壤有效磷含量采用阴离子交换树脂条结合钼蓝比色法测定，称取土样加入超纯水及0.5 mol·L −1 NaHCO 3 代换好的树脂条两片，室温下振荡16小时，将树脂条用超纯水洗净后，放入盛有0.5 mol·L −1 H 2 SO 4 溶液的浸提瓶中振荡1小时，取出树脂条，吸取溶液至50 ml容量瓶，调节溶液pH值，加入钼锑抗显色剂显色后700 nm比色 [ 13 ] 。土壤有机碳含量采用水合热重铬酸钾氧化-比色法测定，称取1 g过100目筛的风干土样，加入重铬酸钾溶液和浓硫酸溶液不断摇动，静置20分钟，加入超纯水摇匀静置过夜，吸取上清液于50 ml容量瓶，加入超纯水定容后摇匀，590 nm处比色 [ 14 ] ；速效钾含量采用四苯硼钠比浊法测定，称取过2 mm筛风干土样加入硝酸钠溶液，室温下振荡5分钟，吸取滤液加入甲醛-EDTA掩蔽剂，摇匀，加入四苯硼钠溶液后摇匀，静置15~30分钟，再次摇匀后420 nm处比色 [ 14 ] 。 2.4. 数据分析 采用SPSS 16.0将原始数据标准化消除量纲影响；采用软件Canoco 4.5对土层深度、理化性质及养分含量进行去趋势对应分析(Detrended Correspondence Analysis， DCA)发现轴长小于3，适用主成分分析法；采用主成分分析(principal components analysis， PCA)对数据进行进一步分析。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 费县大青山自然保护区土壤容重变动在1.06~1.69 g·cm −3 ；土壤总孔隙度变动在32.8%~52.2%；土壤pH变动在4.70~7.88；土壤铵态氮变动在9.00~15.7 mg·kg −1 ；土壤硝态氮变动在0.37~14.2 mg·kg −1 ；土壤有效磷变动在17.2~21.5 mg·kg −1 ；土壤速效钾变动在63.0~130 mg·kg −1 。对土壤理化性质进行主成分分析，总孔隙度与土壤 NH 4 + - N 、土壤有效磷关系密切成正相关；总孔隙度、土壤 NH 4 + - N 、土壤有效磷与土壤容重、土壤pH值关系密切成负相关；毛管孔隙度、土层深度、土壤速效钾、土壤 NO 3 − - N 关系密切成正相关。研究表明，费县大青山自然保护区土壤较为疏松，通气性较好。铵态氮与磷含量较为丰富。本研究中土壤理化数据，特别是不同点位大量养分的分布对于林区植被的栽培管理、林木更新与保护区的规划管理具有重要意义。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 探讨小学生注意缺陷多动障碍(ADHD)和亚临床ADHD问题的检出率及其与社会适应性的关系。以广州市、惠州市和澳门特别行政区的小学生为研究对象，让父母通过ADHD父母评定量表第4版，Conners父母用儿童行为量表，儿童适应行为评定量表以及自编问卷对孩子的行为表现进行评定。结果发现，小学生亚临床ADHD的检出率相对ADHD较高，其行为适应问题与典型ADHD患者类似。因此，加强亚临床ADHD人群的临床和心理教育干预是非常迫切的。 关键词 :注意缺陷多动障碍，亚临床注意缺陷多动障碍，检出率，社会适应性 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 调查研究发现，学生注意力分散的现象普遍存在，成为影响中小学生学习成绩的主要原因之一(魏玉萍，2013)。有关注意问题，心理学和精神医学的研究主要集中于注意缺陷多动障碍(attention deficit hyperactivity disorder， ADHD)。ADHD，是一种常见的儿童行为障碍，核心症状为与年龄不符的注意缺陷、多动和冲动，常伴随学习困难、对立违抗障碍、焦虑、抑郁、物质滥用等问题(Pliszka & AACAP Work Group on Quality Issues， 2007; Elia， Ambrosini， & Berrettini， 2008)。但是ADHD的诊断标准比较严格，很多具备ADHD核心症状的儿童和青少年并未被评定为ADHD患者，这类人群在国际上被称为“亚临床ADHD”(subclinical ADHD)群体或“阈下ADHD”(subthreshold ADHD)群体。大部分研究倾向于认为亚临床ADHD是指在注意缺陷或多动方面有一定的症状表现，但还不完全符合注意多动缺陷障碍的全部诊断标准的注意缺陷。亚临床ADHD儿童由于未被确诊患有ADHD，他们的症状容易被人们所忽视，可能成为医学治疗和教育干预的盲区。在客观上，这部分儿童在学习、交往和社会行为方面可能存在较大的问题。研究表明，亚临床ADHD相比于正常儿童会表现出更多的内化及外化性行为问题(岑超群，梁亚勇，邓红珠，唐春，邹小兵，2014；Malmberg， Edbom， Wargelius， & Larsson， 2011)，而且学习功能的分数低于正常儿童(Bussing， Mason， Bell， Porter， & Garvan， 2010; Bussing et al.， 2012)；相对于同龄人，该群体的朋友较少，友谊质量较低，给别人的印象更负面(Rielly， Craig， & Parker， 2006)。这些研究提示，虽然亚临床ADHD儿童所表现出症状的严重程度未达诊断水平，但是该群体已受到症状的不良影响。在缺乏重视和干预的情况下，亚临床ADHD儿童相应的心理或行为症状可能会恶化，使日常生活以及学业功能受到影响，导致社会适应不良(岑超群等，2014)。因此，对亚临床ADHD儿童的心理行为问题展开研究具有一定的必要性。 对亚临床ADHD的具体定义和评估方法尚未统一，大部分研究倾向于认为亚临床ADHD是指在注意缺陷或多动方面有一定的症状表现，但还不完全符合注意多动缺陷障碍的全部诊断标准的注意缺陷(Lewinsohn et al.， 2004; Cho et al.， 2011; Cukrowicz， Taylor， Schatschneider， & Iacono， 2006)。本研究的目的之一在于利用较为可靠的评估方法识别亚临床ADHD并探究其相应的特征。就目前的研究看，DSM-IV广泛应用于ADHD群体的症状评估及追踪疗效，但这种评估方法属于结构化的访谈性评估，为了更全面可靠地识别亚临床ADHD，还需要其他的评定方式作为补充。作为筛查儿童行为问题的Conners父母症状问卷则是一种很好的补充性详细评定方式，有研究显示该问卷在总分、品行问题、冲动–多动和多动指数等方面区别ADHD儿童和正常儿童具有较高鉴别能力，可以从不同角度对儿童在家庭和学校的行为进行较全面的评估(Biederman et al.， 2006)。 社会适应行为一般是指个体独立地处理日常生活与承担社会责任，达到其年龄和所处社会文化条件所期望程度的能力(聂衍刚，2005)。过往研究显示，ADHD儿童的社会适应性水平较同龄人低。过往研究显示，ADHD患儿在自然、社会环境中对社会活动的认知和进行社会活动的能力不足(杜亚松，刘漪，1999)。郭鲁红与孙若鹏(2007)发现，ADHD患者社会适应行为除了在运动能力领域无差异外，在其他领域广泛低下，证明其社会适应性较低。作为同样受到注意缺陷影响的亚临床ADHD儿童可能也会存在类似的社会适应性问题，但是鲜有研究探讨该群体的社会适应行为的具体表现如何。本研究试图通过关注亚临床ADHD的社会适应性问题，希望能引起医学和教育部门对亚临床ADHD群体社会功能的注意。 本研究报告是三个调查研究结果的汇总。为了增强研究的外部效度，分别在广东省广州市、澳门特别行政区和广东省惠州市使用多个问卷展开了调查。研究1基于广东省广州市的调查，考察亚临床ADHD群体与典型ADHD群体在症状表现上的差异；研究2基于澳门特别行政区的调查，考察ADHD症状表现程度与社会适应性之间的关系；研究3汇总三个地区的调查，探讨小学生典型ADHD和亚临床ADHD的父母对于注意力问题的认识及态度。三项研究的核心目标一致，即确认“亚临床ADHD群体”的普遍性，了解该群体的分布情况及存在问题。该研究有助于将“亚临床ADHD”群体纳入临床工作和学校心理健康教育重点关注对象，为亚临床ADHD群体的临床干预和教育提供一定的研究基础。
system: [SYSTEM]

user: 2. 对象与方法 2.1. 对象 本研究向广州市花都区京华社区的小学生发放问卷500份，回收问卷410份，有效问卷340份，有效率82.93%；向澳门特区某小学发放问卷308份，回收问卷308份，有效问卷252份，有效率81.82%；向惠州市惠城区三栋中心小学和惠州市南坛小学发放问卷420份，回收395份，有效问卷319份，有效率80.76%。 合计发放问卷1228份，回收问卷1113份，有效问卷911份，有效率为81.85%。男性为370例(40.61%)，女性为541例(59.39%)。年龄范围为6至13岁。 2.2. 工具 2.2.1. ADHD父母评定量表第4版(ADHD-IV Rating Scale-Parent Version， ADHDRS-IV-Parent) 采用DuPaul等人(1998)根据DSM-IV诊断标准编制而成的ADHD父母评定量表第4版(ADHD-IV Rating Scale-Parent Version， ADHDRS-IV-Parent)。该量表共18个条目，包含注意缺陷和多动–冲动2个因子，需要根据孩子最近6个月的表现做出评定。条目均按照0 (从不)~3 (常常)四级评分。当注意缺陷症状的9项条目中有6条或以上为2至3分，则存在注意缺陷；当冲动–多动症状的9项条目中有6条或以上为2至3分，则存在多动、冲动。此量表信度良好，总分、注意缺陷和多动冲动的Cronbach α系数分别为0.92，0.86，0.88 (DuPaul， 1998)。 2.2.2. Conners父母用儿童行为量表(Parent Symptom Questionnaire， PSQ) 采用由苏林雁等人(2001)标准化的Conners父母症状问卷(Parent Symptom Questionnaire， PSQ)。该量表主要用于筛查儿重行为问题，尤其是注意缺陷多动障碍。该量表包含了学习问题、心身问题、品行问题、冲动–多动、多动指数、焦虑等6个因子。共48个条目，条目均为0 (无)~3 (很多)四级评分。条目得分总和除以条目数即为Z分，Z分越高表明症状越明显。该量表Cronbach α系数0.92 (苏林雁等，2001)。 2.2.3. 儿童适应行为评定量表(Children’s Adaptive Behavior Scale， CABS) 采用由姚树桥和龚耀先(1993)编制的儿童适应行为评定量表(Children’s Adaptive Behavior Scale， CABS)。该量表适用于3岁~12岁智力正常或低下儿童。量表共有59个条目，8个分量表和3个因子。8个分量表为感觉运动、生活自理、语言发展、个人取向、社会责任、时空定向、劳动技能和经济活动。3个因子为独立功能因子(感觉运动、生活自理、劳动技能和经济活动)、认知因子(语言发展和时空定向)以及社会自制因子(个人取向和社会责任)。该量表Cronbach α在0.74以上(姚树桥，龚耀先，全国协作组，1993)。 2.2.4. 自编问卷 涉及父母主观性的问题，包括填表人为父亲还是母亲、孩子姓名、性别、年级、年龄、父母亲职业、家庭收入等人口学问题，还有“是否认为孩子注意力有问题”、“是否认为孩子/学生存在注意问题”、“是否认为孩子有多动症”等有关家长对孩子注意障碍等级了解程度的相关问题，以及“是否带孩子做过多动症治疗”、“是否认为孩子注意力需要专业帮助”、“是否有意学过提高孩子注意力的方法”、“认为注意问题会影响孩子社交和成长”、“对孩子注意问题怎么看”等对待注意问题的关心程度的相关问题。 2.3. 分组标准 本研究按ADHD症状表现程度将被试评定为三个群体，分别是ADHD组、亚临床ADHD组和正常组。分组标准为：根据DSM-IV诊断标准，若被试在ADHDRS-IV-Parent中注意缺陷因子或多动–冲动因子的9项条目中有6条或以上为2至3分，则被归为ADHD组；根据Cho等人(2011)的筛选标准，若被试在ADHDRS-IV-Parent各因子的9条项目中有3~5条为2至3分，则被归为亚临床ADHD组；其余被试属于正常组。 2.4. 统计处理 使用SPSS22.0软件进行统计分析。对三项研究中注意力问题检出的数据进行整合，采用χ 2 检验比较不同性别的注意力问题的检出率。在研究2中，采用方差分析比较三组儿童在量表PSQ各因子上的得分。在研究3中，采用方差分析比较不同三组儿童在量表CABS各因子上的得分，采用Spearman等级相关考察ADHD症状表现程度与社会适应性之间的相关性。以P < 0.05为差异有统计学意义。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果 3.1. 亚临床ADHD儿童的分布情况 三组研究的儿童男女检出人数与比率见表1。共检出ADHD患者60例，检出率为6.59%，其中男性33例(8.89%)，女性27例(5.00%)。检出亚临床ADHD者191例，检出率为20.97%，其中男性70例(18.87%)，女性121例(22.41%)。χ 2 = 6.383，P < 0.05，差异存在统计学意义。成对比较结果显示，ADHD组的男性检出率显著高于女性(P < 0.05)。 Table 1 The number and ratio of different gender with ADHD and subclinical ADH 性别 ADHD组 亚临床ADHD组 正常组 合计 男 33(8.89%) 70 (18.87 %) 268(72.24%) 371 女 27(5.00%) 121(22.41%) 392(72.59%) 540 合计 60(6.59%) 191(20.97%) 660(72.45%) 911 表1. ADHD和亚临床ADHD男女检出人数与比率 3.2. ADHD组、亚临床ADHD组和正常组PSQ得分比较 研究1探究亚临床ADHD儿童与ADHD儿童在症状表现上的差异，结果如表2所示。ADHD组、亚临床ADHD组和正常组在PSQ上各因子的得分之间差异显著。进一步的事后比较发现，在6个因子上，ADHD组得分最高，亚临床ADHD组其次，正常组得分最低。ADHD组和亚临床ADHD组的冲动–多动、多动指数、学习问题得分均居于前三位。 Table 2 Comparison of scores of three groups on PSQ (M ± SD PSQ因子 ADHD组① (n = 13) 亚临床ADHD组② (n = 65) 正常组③ (n = 262) F 事后比较P < 0.05 冲动-多动 1.31 ± 0.76 0.7283 ± 0.50 0.3030 ± 0.38 55.88*** ① > ②，② > ③ 品行问题 0.98 ± 0.69 0.6159 ± 0.40 0.2481 ± 0.31 52.22*** ① > ②，② > ③ 多动问题 1.11 ± 0.68 0.7101 ± 0.44 0.2939 ± 0.33 58.32*** ① > ②，② > ③ 心身问题 0.45 ± 0.39 0.3768 ± 0.42 0.1470 ± 0.26 20.01*** ① > ②，② > ③ 学习问题 1.10 ± 0.81 0.7935 ± 0.55 0.3352 ± 0.38 44.09*** ① > ②，② > ③ 焦虑 0.8654 ± 0.68 0.5217 ± 0.49 0.2642 ± 0.32 25.68*** ① > ②，② > ③ 表2. 三组儿童在PSQ的得分比较(M ± SD) 3.3. 亚临床ADHD群体的社会适应性 3.3.1. ADHD症状表现程度与社会适应性的相关性 研究2探讨ADHD症状表现程度与社会适应性之间的关系。将ADHD组、亚临床ADHD组和正常组归为ADHD症状表现程度的三个等级，其中ADHD组为等级一，亚临床ADHD组为等级二，正常组为等级三。Spearman相关分析表明：ADHD症状表现程度的等级与社会适应性总分(r = 0.27， P < 0.001)，社会责任(r = 0.22， P < 0.001)、个人取向(r = 0.40， P < 0.001)、经济活动(r = 0.15， P = 0.017)和劳动技能(r = 0.15， P = 0.017)四个项目，社会因子(r = 0.38， P < 0.001)和独立因子(r = 0.14， P = 0.022)两个因子呈显著的正相关关系。 3.3.2. ADHD组、亚临床ADHD组和正常组CABS得分比较 将ADHD组、亚临床ADHD组和正常组的社会适应性得分进行比较，发现三组的总分、社会因子和独立因子的得分差异显著，结果见表3。进一步事后分析比较结果显示，在社会适应性总分和社会因子得分上，正常组得分高于亚临床ADHD组和ADHD组。在独立因子得分上，正常组得分高于亚临床ADHD组。 Table 3 Comparison of scores of three groups on CABS (M ± SD 社会适应 ADHD组①(n = 21) 亚临床ADHD组②(n = 69) 正常组③(n = 162) F 多重比较P < 0.05 总分 157.81 ± 12.691 159.75 ± 17.192 168.12 ± 13.862 10.476*** ③ > ①，③ > ② 社会因子 43.71 ± 7.437 45.29 ± 7.552 50.37 ± 5.534 22.068*** ③ > ①，③ > ② 独立因子 78.05 ± 7.419 77.87 ± 8.954 80.69 ± 8.095 3.245* ③ > ② 认知因子 36.05 ± 4.006 36.59 ± 4.812 37.07 ± 4.124 0.691 表3. 三组儿童在CABS的得分比较(M ± SD) 3.4. 父母对孩子注意力问题了解和关注程度以及态度 研究3在家长对于儿童青少年注意障碍的了解情况和判断上，分别比较了ADHD组、亚临床ADHD组和正常组所对应的父母的态度，结果见表4和表5。 Table 4 Understanding and attention of parents of ADHD children and subclinical ADHD children to attention problem 问题 回答“是”的比例 ADHD组 亚临床ADHD组 您是否认为孩子注意力有问题？ 70.32% 66.28% 您是否认为孩子存在多动症？ 46.93% 28.62% 该孩子是否到医院做过多动症的诊断或治疗？ 18.30% 13.35% 您认为这孩子的注意力需要专业帮助吗？ 42.68% 37.68% 您是否曾经有意学过提高孩子注意力的方法？ 49.59% 49.37% 您认为注意问题会影响孩子的社会交往和个人成长吗？ 64.76% 68.62% 表4. ADHD组和亚临床ADHD组父母对孩子注意力问题了解和关注程度 Table 5 Parents’ attitudes toward attention problem 对于孩子注意力问题的看法(多选) 比例 孩子注意力不集中很正常，长大就好了 49.51% 多动症是吓唬人的，只是孩子天性淘气而已 15.59% 若孩子注意缺陷很严重，应去医院诊断或治疗 42.26% 不愿去医院，但愿接受心理专家的评估和训练 19.54% 表5. 父母对注意力问题的态度
system: [SYSTEM]

user: 4. 讨论 本研究结果显示，根据ADHD RS-IV-Parent诊断出的ADHD患病率为6.59%，这与国内检出率从0.73%~14.8%相匹配(张碧昌等，2011；张茂林等，1995)。而亚临床ADHD检出率为20.97%，相对于国外使用DSM-IV的研究中9岁儿童组的发生率为9%~11.7%明显要高(Cho et al.， 2011)。这可能是社会文化和遗传等造成的差异。此外，亚临床ADHD人群所占比例是ADHD病患的3倍，足见亚临床ADHD人群虽未符合ADHD全部诊断标准，但已经是一个不容被忽略的群体。这种现象可能一直存在，但被人们所忽视，也可能与人们不够重视放任其发展有关。 在性别检出差异上，ADHD组的男性明显比女性检出率高，这与国内研究的结果一致(翟静，郭传琴，刘贤臣，曹会龙，戴郑生，2001)。而在亚临床ADHD组中，男女性检出率并没有显著差异，这可能是因为近年女性注意缺陷问题处于加重的趋势，但趋势不足以导致更严重的ADHD比率与男性一致，因此亚临床ADHD组的女性检出率升高。 本研究发现，ADHD、亚临床ADHD、正常三组群体在PSQ的6个因子上的得分差异存在显著差异。由于亚临床ADHD未达到诊断标准，因此在各症状的表现上会比ADHD组略低。但是，由于亚临床ADHD人群难以得到药物治疗，在教育指导以及行为治疗方面也缺乏应有的重视，这些儿童和青少年的一些心理或者是行为的症状出现恶化，在各症状的表现上也比正常儿童要明显。根据ADHD评定量表对ADHD人群、亚临床ADHD人群以及正常人群区分既准确有效，又具有一定现实意义。 从研究结果可见，儿童的ADHD症状表现程度的等级与其社会适应性行为呈显著的正相关关系。这表明ADHD症状表现程度越严重的儿童，会表现出更严重的社会适应不良。这种适应不良具体体现在社会责任、个人取向、经济活动和劳动技能上。之所以如此，考虑ADHD儿童和亚临床ADHD儿童存在注意力涣散的问题，而个人取向主要测的是儿童的注意力以及持久力，所以得分较低；由于注意力的缺陷，患儿难以静下来完成某件事，所以两组儿童相较于正常儿童的动手能力较差，独立性较弱；注意力涣散还会使他们在课堂中难以认真听讲，往往会出现活动过度的症状，这会影响到其他同学的正常学习，从而影响他们的人际交往，因此产生社会责任发展的不足。此外，在感觉活动、时空定向等4个项目以及独立因子的得分中，ADHD症状表现程度与其相关性没有显著差异，而社会自制因子、独立因子都与ADHD症状表现程度不同等级成显著正相关。这说明ADHD人群和亚临床ADHD人群的感知觉系统以及认知能力与常人并没有太大差异，患儿能够与正常儿童一样感知世界，但由于其技能掌握的影响，其独立能力还是显著低于正常儿童，而且注意缺陷也使患儿较常人更难控制自己的情绪和行为。 对于各组间的比较研究结果显示，ADHD组与正常组的社会适应总分存在着显著差异，这与前人的研究(杜亚松，刘漪，1999)的结果相同。亚临床ADHD组与ADHD组间的差异不存在显著差异，可见具有ADHD核心症状的儿童的社会适应性能力会显著低于正常儿童。这表明不仅只有ADHD人群深受注意缺陷问题的影响，亚临床ADHD人群的生活和学习也受到了影响，他们同样需要得到关注、干预与治疗。 研究表明，超过一半的ADHD组父母和亚临床ADHD组父母都能察觉到孩子的注意力问题，其中ADHD组父母更容易发现孩子患有ADHD，表明症状表现相对轻微的亚临床ADHD易被忽视。ADHD组父母对医院诊断治疗和专业帮助的意愿都比亚临床ADHD组家长要高，但是这并不说明ADHD的诊断治疗氛围比较好。结果显示，无论是ADHD组还是亚临床ADHD组的家长对于医院诊断治疗以及专业帮助的接受率都并不算太高，特别是对于医院诊断治疗。亚临床ADHD组父母中主动去帮助孩子提高注意力的比例和ADHD组父母相近，而且认为注意力问题会影响孩子的社交与成长的比例高于ADHD组父母，说明亚临床ADHD孩子的症状也同样引起父母的关注。此外，大部分家长都认为注意力问题会随着年龄的增长而减轻或消失，或只是小孩子的淘气，说明家长对于ADHD的知识存在着误区。大部分家长认为只有当孩子ADHD症状十分严重时才会选择医院治疗，这可能是由于社会普遍存在着对于ADHD等障碍的抵触心理。这要求相关部门加大宣传教育，提高公众对ADHD和亚临床ADHD的认识程度。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 综上，本研究结果显示：1) 小学生亚临床ADHD组的检出率相对ADHD组较高；2) 三组儿童在症状表现上存在差异，严重程度按ADHD组、亚临床ADHD组和正常组依次降低；3) 在社会适应性问题上，亚临床ADHD组的社会适应性显著低于正常组，但是亚临床ADHD组与ADHD组间不存在显著差异；4) 亚临床ADHD儿童的症状也同样引起父母的关注，但是大多数父母对注意问题的认识不足。目前对于亚临床ADHD患者的深入研究还比较少，而本研究中得出的结果具有一定的实际性意义。在未来的研究中，可以把研究对象的范围进一步扩大化，如抽取其他省份的被试，为亚临床ADHD群体的研究提供更多的依据。再者，本研究发现亚临床ADHD患者中女性的比例仅仅略微高于男性，这有异于以往ADHD的研究结果，非常值得去作深层原因的探究。同时，还需要对典型ADHD和亚临床ADHD的特性、病因、影响因素、诊断、干预与治疗等方面的区别进行进一步研究。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 聚合氯化铝絮凝剂是一种无机高分子混凝剂，由于氢氧根离子的架桥作用和多价阴离子的聚合作用而生产的分子量较大、电荷较高的无机高分子水处理药剂。通过考察聚合氯化铝絮凝剂添加量，沉降时间等因素，以浊度为主要考察指标，研究其对其净水效果的影响。实验表明，聚合氯化铝加量为5 g/100mL时絮凝效果最佳，适量的絮凝剂可以中和表面的电荷，使粒子之间的斥力降低，使絮凝聚集。沉降时间控制在1 h左右最佳，当沉降到达一定时间时，过量的絮凝会吸附于脱稳颗粒表面，产生“胶体保护”作用，引起颗粒重新稳定，从而导致浊度升高。 关键词 :聚合氯化铝，无机絮凝剂，净水性能，沉降时间 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 前言 无机絮凝剂具有复合品种多、生产方法多、原料来源多等优点 [ 1 ] [ 2 ] ，尤其是无机高分子絮凝剂效果好、絮凝快、残留离子少，因而在水处理中大批应用。无机高分子絮凝剂，主要包括聚铁类和聚铝类 [ 3 ] [ 4 ] 。聚合态铁盐、铝盐主要通过Fe 3+ 、Al 3+ 的水解产物使水中微小颗粒物脱稳，凝聚成悬浮颗粒，这些颗粒经吸附架桥作用形成较大絮团，在沉降过程中起到粘附卷扫的作用，絮凝效果十分明显。聚合氯化铝适用PH值范围较广，颗粒大、沉降速度快，广泛用于生活饮用水，生活污水、以及工业废水的处理。本文从聚合氯化铝絮凝剂对水基钻井液的影响条件着手，优选出效果较佳时的絮凝条件。
system: [SYSTEM]

user: 2. 实验方法 2.1. 标准土浆的制备 膨润土浆的制备：取35 g膨润土粉，加入300 mL自来水。在200 r/min下搅拌10 min，静置30 min即可使用。根据现有土浆的浓度计算自来水的用量。使用10%以上膨润土浆制备标准土浆，将经过称量的自来水加入土浆中，在1000 ± 100 r/min下搅拌5 min。将制备的土浆静置40 min，未出现分层或沉淀即可备用。 浊度实验(烧杯实验)：通过絮凝杯罐实验来检测絮凝剂的絮凝效果。将模拟水样转移至1000 mL的烧杯中，投加絮凝剂和助凝剂CaCl 2 (10%， w/v)或仅投加絮凝剂。先以200 r/min的速度搅拌30 s，再以100 r/min的慢速搅拌2 min，之后静置30 min。抽取距离液面2 cm处上清液，测定其相应的浊度 [ 5 ] [ 6 ] 。其中浊度去除率的计算公式： 浊 度 去 除 率 = ( 原 水 浊 度 － 处 理 后 浊 度 ) / 原 水 浊 度 × 100 % 絮凝沉降方法可以广泛使用的因素之一是选择合适的絮凝剂，它主要是比对在相同的实验条件下不同絮凝剂对所处理水的效果 [ 7 ] [ 8 ] 。 2.2. 絮凝剂用量的优化 设置絮凝剂溶液加量为50 mL，固定膨润土溶液的pH = 7.0，温度25℃，助凝剂氯化钙加量是1 mL，沉降时间为1 h。分别对硫酸铁、氯化铝、聚合氯化铝、聚合氯化铝铁进行不同加量的实验 [ 9 ] ，按照烧杯实验方法进行实验，分别测定浊度。 2.3. 沉降时间的改变对絮凝效果的影响 每组实验固定高岭土溶液100 ml，聚合氯化铝加量为5 g，助凝剂为1 ml，温度为25℃，调节pH值为7.0。在实验中，控制沉降时间分别是0 min、10 min、30 min、40 min、1 h、1.5 h、2 h、3 h，按照烧杯实验方法进行实验，测定浊度。