DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 数据的获取和预处理 本论文的样本数据均来自第三方网站的“网贷之家”和“网贷天眼”。按照指标的获取原则选择指标，采集网贷平台的客观数据和最新数据，以保证结果的准确率。通过八爪鱼网络爬虫软件对网贷之家80家网络平台的数据进行采集，并导出为excel文件进行数据分析。 数据获取之后，首次预处理，形成模型所需数据类型，确保数据的完整性、可靠性，考虑数据缺失对结果是否有影响。最终选取了截至于2019年9月30日网站排名前80的健康平台数据作为研究对象，具体数据如表2所示。 Table 2 Data statistics of Top 80 online lending platform 序号 平台 成交量 (万元) 平均预期收益率(%) 借款标数(个) 注册资本(万元) 待还余额 (万元) 资金净流入(万元) 运营时间(月) 投资人数(人) 借款人数(人) 1 微贷网 8113.08 8.58 2771 12，809 1，361，498.57 173.15 100 22，859 2765 2 小赢网金 7388.56 7.25 300，158 20，000 1，213，110.32 −4185.06 62 38，017 23，186 3 爱钱进 6643.83 11.76 290，972 50，000 2，989，004.38 −15，405.18 65 3169 208，964 …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… 79 多啦聚财 0.07 8 5 10，000 3589.31 −19.46 58 1 5 80 云钱袋 0 0 0 5000 1040.08 −6.56 64 0 0 表2. 排名前80家网贷平台数据统计 数据来源：网贷之家2019年9月30日的数据。 从P2P网贷平台获取的指标可以看出，指标的单位各有不同，如万元、小时和人等单位，所以需要将数据进行标准化处理。在P2P网贷平台信用评估指标中有两类：一类是正向指标，指标数值越大表明平台的信用水平越高，如注册资本，成交量和资金净流入量等指标；另一类是负向指标，指标数值越小说明平台信用水平越高，本文选取的指标暂时没有涉及负向指标，所以只进行正向指标的标准化，将原始数据标准化为[0， 1]之间的数据具体公式如下所示： r i h = R i h − min 1 ≤ h ≤ m ( R i h ) max 1 ≤ h ≤ m ( R i h ) − min ( R i h ) 其中， R i h 表示第i个平台的第h项指标值； r i h 表示为h项标准化后第i个平台第h项的指标值，指标体系中共有m项指标。最终统计结果如表3所示。 Table 3 Top 80 online lending platform data after normalizatio 序号 平台 成交量 平均预期收益率 借款标数 注册资本 待还余额 资金净流入 运营时间 投资人数 借款人数 1 微贷网 1.00 0.56 0.01 0.05 0.46 0.93 0.96 0.60 0.01 2 小赢网金 0.91 0.48 1.00 0.08 0.41 0.67 0.41 1.00 0.11 3 爱钱进 0.82 0.77 0.97 0.20 1.00 0.00 0.46 0.08 1.00 …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… …… 79 多啦聚财 0.00 0.53 0.00 0.04 0.00 0.92 0.36 0.00 0.00 80 云钱袋 0.00 0.00 0.00 0.02 0.00 0.92 0.44 0.00 0.00 表3. 归一化处理之后的排名前80网贷平台数据
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user: 4. 评级构建及实证分析 基于以上研究，构建评级结构，如图1所示，首先运用软件将80个平台的数据进行归一化处理，使其标准化，其次进行K-means聚类，经过调试，将类别设置为3类，之后进行评估分析，其具体评估流程如图1所示。 图1. 网贷平台信用风险评估流程图 本文采用的聚类分析是机器学习中无监督学习算法，其实质是按照距离的远近将数据分为若干个类别，使得类别内的“差异”尽可能小，类别间的“差异”尽可能大，这是在分类目标事先不知道的情况下进行的分类。采用欧几里得距离，对于两条数据 ( x 1 ， y 1 ， z 1 ) 和 ( x 2 ， y 2 ， z 2 ) 其主要计算公式为： E u c l i d ( 1 ， 2 ) = ( x 1 − x 2 ) 2 + ( y 1 − y 2 ) 2 + ( z 1 − z 2 ) 2 (2) 本文中K-means聚类算法的核心思想如下： 以成交量(万元)为例： 给定训练样本： { x ( 1 ) ， x ( 2 ) ， ⋯ ， x ( n ) } ， x ( i ) ∈ R n ，其中 x ( i ) 为成交量(万元)。 (1) 首先确定聚类的类别数3类，即1，2，3三类； (2) 随机选取3个案例初步确定每个类别的初始聚类中心，质心点为0、1、1， { 0 ， 1 ， 1 } ∈ R n ；重复以下步骤直至收敛： (3) 对于每个样本i，计算其所属类 c ( i ) = arg min j ‖ x ( i ) − u j ‖ 2 (3) 计算各个样本和质心的相似度，选择距离最短的质心点，衡量相似度有很多不同种方法，本文选择欧氏距离判别相似度。所有成交量求得最近质心点后，将质心点相同的归为一类，实现对成交量的初步分类。 (4) 对于每一个j，重新计算质心点 u j = ∑ i = 1 m 1 { c ( i ) = j } x ( i ) ∑ i = 1 m 1 { c ( i ) = j } (4) 使用属于该类的样本数据，重新计算该类的质心点，完成质心点更新。本文用同一类样本的平均值来更新质心点，按照步骤(4)过程迭代，得到结果收敛，即找到最终质心点0， 1， 1。
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user: 5. K-Means聚类分析及数据验证 利用SPSS软件中的K-means聚类方法，结合八爪鱼所抓取的数据，进行聚类分析。按照选取的指标，系统选取初始聚类中心通过运行程序得到聚类表，如表4所示。 Table 4 Cluster members of top 80 online lending platform 个案号 聚类 1 2 2 2 3 3 …… …… 78 1 79 1 80 1 表4. 排名前80网贷平台聚类成员表 根据表5可知，经验证该分类是符合标准的，但是根据sig值可以发现，由于各平台平均预期收益率差异不明显，且各平台的运营数据拘泥于近期政策的极力打压，存在不确定性，有可能存在盲目乐观。同样，各个平台的注册资本也在不断追加，变化较大，同样不能作为分类标准，所以要剔除该指标。由于这两项指标在构建模型时不具备分类作用，所以不能作为评级标准，因此在建立模型这一过程中需将指标剔除。剔除该指标之后，该模型的单因素方差分析表格如表6所示。 Table 5 Initial table of one way ANOV 聚类 误差 F检验 显著性 均方 自由度 均方 自由度 成交量 1.51 2.00 0.01 77.00 128.14 0.00 平均预期收益率 0.01 2.00 0.02 77.00 0.61 0.55 借款标数 0.73 2.00 0.01 77.00 63.23 0.00 注册资本 0.01 2.00 0.02 77.00 0.65 0.52 待还余额 0.69 2.00 0.01 77.00 100.62 0.00 资金净流入 0.40 2.00 0.00 77.00 83.52 0.00 运营时间 0.18 2.00 0.03 77.00 5.38 0.01 投资人数 0.68 2.00 0.01 77.00 57.53 0.00 借款人数 0.51 2.00 0.00 77.00 369.21 0.00 表5. 单因素方差分析初始表 Table 6 Single factor analysis of variance after optimizatio 聚类 误差 F检验 显著性 均方 自由度 均方 自由度 成交量 1.51 2 0.01 77 128.14 0.00 借款标数 0.73 2 0.01 77 63.23 0.00 待还余额 0.69 2 0.01 77 100.62 0.00 资金净流入 0.40 2 0.01 77 83.52 0.00 运营时间 0.18 2 0.03 77 5.38 0.01 投资人数 0.68 2 0.01 77 57.53 0.00 借款人数 0.51 2 0.00 77 369.21 0.00 表6. 优化后单因素方差分析表 最后用标准化的数据进行聚类，得到1、2、3三类，将这3类分为3个级别，分别对应A，B，C。这80组数据均为有效值，其中第一类75个，属于A级别，属于运行状况良好；第二类为4个，属于B级别，属于存在问题不明显的平台；还有1个平台存在一些问题，属于风险平台。具体情况如表7所示。 Table 7 Number of cases and platform names in each cluste 聚类 数目 平台名称 1 75 有利网、洋钱罐、玛瑙湾、真金服…… 2 4 微网贷、小赢网金、翼龙贷、麻袋财富 3 1 爱钱进 有效 80 缺失 0 表7. 每个聚类中的个案数目及平台名称 文中实证分析数据为2019年9月30日的，根据该模型的分类结果，截至2019年10月31日，第三方网站对此80家正在运行平台的数据统计可以看出，A级别的75家平台，目前运行状况良好，各项指标的数据处于稳定状态，没有显著风险，以“有利网”为代表的健康平台运行状况均为良好；B级别的4家平台，目前依旧在网站是排名靠前，以“微网贷”为例，它目前在网站排名第一，投资人数达到33，774人，成交量15，615.32万元，待还余额达到1，319，213.9万元，这三项指标数值均为榜首，但是近一个月资金净流入为−1795.21万元，其他三家平台具有同样的问题，资金净流入为负，说明平台近一个月内流动资金出现较为严重的问题，这类平台风险较小，但对于投资者来说，盈利时间可能需要较长，存在较小的风险；C级别的1家平台为“爱钱进”，目前它在网站排名也比较靠前，但是它目前的借款人数下降1.66%，投资人数下降0.31%，人均投资额也在减少，整体的成交量下降4.20%，流动资金过少，各项指标均不稳定，且截至10月25日开始至31日网站对该平台各项指标的数据开始不完整，所以存在风险较大。
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user: 6. 结论和展望 本文将K-means聚类分析方法引入到对P2P平台进行风险评估中，构建了网贷平台信用风险指标体系，通过对“网贷之家”上抓取的80家健康平台的数据进行训练和学习，得到了聚类分析风险评估模型，并合理预测平台运营情况。 文中所使用的实证分析数据为2019年9月30日的，根据该模型的分类结果，结合截至2019年10月31日80家健康平台运行的实际状况所披露的数据，可以看出，A级别的75家平台，目前运行状况良好，各项指标的数据处于稳定状态，没有显著风险；B级别的4家平台，目前依旧在网站是排名靠前，但是近一个月资金净流入均为负，说明平台近一个月内流动资金出现较为严重的问题，这类平台风险较小，但对于投资者来说，盈利时间可能需要较长，时间越长，投资者能够控制的流动资金越少，导致收益状况不佳，对该平台的投入资金会受到相应影响，所以该类平台存在较小的风险；C级别的1家平台为“爱钱进”，目前它在网站排名也比较靠前，但是它目前的借款人数下降1.66%，投资人数下降0.31%，人均投资额也在减少，整体的成交量下降4.20%，流动资金过少，各项指标均不稳定，且截至10月25日开始至31日网站对该平台各项指标的数据开始不完整，所以该平台存在风险较大。基于第三方网站排名情况，结合本文研究成果，投资者需谨慎选择合适的平台进行投资。 本文获得的结果完全基第三方平台的数据表现，避免了主观因素对评级结果的影响，使得评估结果更具有客观性，避免了主观判断带来的不确定性。相比于已有的研究，本文解决了传统的评级方法主观性强的问题，克服了传统方法处理大容量数据时的不足。这种评级可以给投资者带来借鉴的作用，还可以对P2P网贷平台健康发展进行督促，减少问题平台的产生，同时也可以让投资者和借款者适时规避风险，这对P2P平台的健康发展具有一定的意义。
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user: 摘要 食疗在糖尿病方面的防治作用愈来愈受到人们的重视，本文简要综述了12种食物及部分组合食品在糖尿病防治作用方面的研究进展。
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user: 1. 引言 糖尿病(diabetes mellitus， DM)是一种严重威胁人类健康的慢性代谢疾病，主要特征是血糖高于正常范围，通常是由于胰岛素分泌不足或胰岛素难以发挥正常作用所导致的。目前糖尿病为仅次于心脑血管疾病和癌症的第三大疾病。糖尿病主要分为I型和II型两种：I型糖尿病，属于先天发病型，是胰岛素依赖型糖尿病(Insulin-dependent diabetes mellitus， IDDM)；II型糖尿病为成年发病型，是非胰岛素依赖型糖尿病(Non-insulin dependent diabetes mellitus， NIDDM)。其中II型患者占糖尿病病例的90%以上 [ 1 ]。病情较长的糖尿病患者通常有冠心病、脑血管疾病、肾病、下肢坏死等并发症，是一种复杂的多发病。 目前全世界约6%的人口受糖尿病的困扰。2013年我国成人糖尿病患病率达11.6%，且以每年75万新增患者的速度增加。糖尿病目前虽然还不能根治，但良好的血糖控制可以减少糖尿病患者慢性并发症的发生 [ 1 ]。 疾病的治疗方法多种多样，有药物疗法、物理疗法、自然疗法等。自然疗法又包括：阳光、沙滩、森林疗法和食疗等。食疗在糖尿病等慢性病治疗康复中发挥重要作用的知识，已愈来愈为大众所掌握，变成了对抗慢性疾病的巨大的物质力量！ 随着人类社会的发展和生活水平的提高，糖尿病患者的数量日益增加，已经逐步发展成为一个严重的社会问题，引起了各国政府的高度重视。食物调养是预防和干预糖尿病的重要方法之一，不仅为国内人民所欢迎，而且也为国外人民所接受，因此发展前景广阔。
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user: 3. 组合降糖食品 部分组合保健降血糖食品功效成分以总皂苷为主，其中苦瓜或苦瓜提取物占有相当大的比例。例如：亚之星牌戴可普胶囊(主要成分：荞麦粉、苦瓜提取物、洋葱提取物、南瓜提取物)；草本植物牌戴必特口服液(主要成分：苦瓜、黄芪、桑叶、地黄、水)；高寿乐牌苦瓜复合片(主要成分：苦瓜、黄芪、西洋参、淀粉、羟丙甲纤维素、羧甲淀粉钠、叶绿素铜钠盐、硬脂酸镁)；奥若牌戴必迪胶囊(主要成分：苦瓜提取物、胡芦巴提取物、蜂胶粉、吡啶甲酸铬)。此外，桑叶、南瓜和黄芪提取物也常用于组合保健降糖食品中。 胡文祥教授实验室早在2005年就立项研发三降天然药物化学，其中由黄连、黄芪和生地黄等提取物复方而组成的航天牌军糖康，辅助降血糖效果较好，深受广大军民的欢迎 [ 12 ]。 组合降糖食品具有广阔的发展空间 [ 13 ]。
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user: 4. 结语 随着我国综合国力的快速提升和人民生活水平的提高，人们越来越重视食物的营养及养生。食物作为药物的概念是饮食和营养科学的中心主题 [ 14 ]。 由于II型糖尿病患者占糖尿病患者总数的绝大部分，其发病与胰岛素抵抗、胰岛β细胞功能缺陷有关。辅助摄入一些天然降糖功能性的食品或降糖食品可以提高糖尿病疗效，甚至能减少降糖药物 [ 1 ] 用量。我们正在进行降糖计算生物学研究 [ 15 ]。 天然功能性食品具有资源丰富、取材简便、无副作用、食用简单等特点，对治疗和干预糖尿病具有很大的潜力。
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user: 摘要 目的：探讨父母教养对不同年龄儿童青少年学业成绩的影响以及一般自我概念的中介作用。方法：采用父母教养风格问卷、儿童自我知觉量表、学业成绩表现量表对803名中小学生进行测查，并收集其期末成绩。结果：4、6、8年级父母接纳参与和6、8年级自主给予正向预测儿童青少年主观学业成绩，4年级父母接纳参与和8年级自主给予正向预测儿童青少年客观学业成绩。4、6、8年级父母接纳参与、6、8年级自主给予和4年级监督监控通过一般自我概念间接影响儿童青少年主观学业成绩，一般自我概念在父母教养与客观学业成绩联系中的中介作用不显著。结论：父母接纳参与、自主给予正向预测儿童青少年学业成绩，一般自我概念在父母教养与儿童青少年主观学业成绩间起中介作用，且三者关系存在发展阶段差异。
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user: 1. 引言 良好的学业成绩是儿童青少年发展适应的重要内容，影响其情绪与行为适应(Masten， Roisman， Long， Burt， Obradović， Riley et al.， 2005; Zhang， Zhang， Chen， Ji， & Deater， 2019)。儿童青少年的学业成绩受动机过程影响和支配。按照动机发展的自我系统模型(self-system model of motivational development) (Skinner， Kindermann， Connell， & Wellborn， 2009)，父母教养这一环境因素通过自我系统，进而影响个体行为和适应结果，包括学业适应。基于此理论框架，本研究拟探讨父母教养、一般自我概念对儿童青少年学业适应的影响作用。 父母教养包含父母对子女的接纳参与、监督监控与自主给予等(Steinberg， Lamborn， Dornbusch， & Darling， 1992)，是影响儿童青少年学业成绩的最重要因素。父母接纳参与、自主给予表达对孩子的认可和情感支持(Cenk & Demir， 2016)，在具体行为层面意味着更多学业相关支持(Shumow & Miller， 2001)；父母监督与行为控制可促进子女自我管理能力发展以及将更多时间用于学业(Bae & Wickrama， 2015)，这些均有助于良好学业表现。一系列研究为此提供了实证证据，如毕馨文等(2018)报告父母接纳参与、监督监控显著正向预测青少年学业成绩，其他研究发现父母监控(Bae & Wickrama， 2015)、自主支持(Vasquez， Patall， Fong， Corrigan， & Pine， 2016)、参与(Amani， Nazifi， & Sorkhabi， 2020)显著影响中小学生学业成绩。 一般自我概念(general self-concept)是个体对自身能力、外表、社会接受性等方面的总体性态度和情感体验(Harter， 2006)。自我概念是个体动机系统的核心结构之一(Dweck & Master， 2009; Wigfield， Eccles， Fredricks， Simpkins， Roeser， & Schiefele， 2015)，对自己持积极看法的学生拥有积极行为动机，会主动完成各项任务，包括学业任务，因而更可能取得良好成绩。已有研究揭示自我概念对儿童青少年学业成绩及学业相关技能的影响(Cvencek， Fryberg， Covarrubias， & Meltzoff， 2018)，中小学生的学业自我概念正向预测学业成绩(Ehm， Hasselhorn， & Schmiedek， 2019; Retelsdorf， Köller， & Möller， 2014; 陈晓惠，石文典，2016)。 儿童自我概念受父母教养影响。父母温情支持、自主给予等与儿童青少年的自我概念正向联系，而拒绝惩罚性教养与自我概念负向联系(Yu， Putnick， Hendricks， & Bornstein， 2019; 纪林芹，张迎春，张良，赵树娟，张文新，2012；罗云，陈爱红，王振宏，2016)。因而，父母接纳参与或温情支持、自主给予、监督控制等教养行为可通过自我概念进而影响儿童青少年的学业成绩。已有研究主要围绕学业自我概念，揭示了其在父母教养对儿童青少年学业成绩影响中的作用(罗云等，2016；Sangawi， Adams， & Reissland， 2018)。关于一般自我概念在父母教养与儿童青少年学业成绩联系中的作用，缺乏探讨。 父母教养与学业成绩间的关系、以及自我概念在其中的作用可能因儿童青少年发展阶段不同而存在差异。自童年进入青少年期，个体交往与生活范围增大、自主性增强(费尔德曼，2013)，且学业成绩与个人学习动机、学习策略等的关系比与社会心理环境的关系更密切(Richardson， Abraham， & Bond， 2012)。因而随年龄增长，父母教养对学业成绩及自我概念的影响减弱。Pinquart (2016)的元分析发现，父母教养与中学生学业成绩间的联系比小学阶段弱。但另一方面，青少年早期个体高级认知与思维初现却未成熟稳固，学习相关动机与技能仍在发展，也尚未发展起充分整合、稳固的自我概念(费尔德曼，2013)，这对父母的支持和引导作用提出了更多要求。同时中学阶段学业任务难度与复杂性增加，加之中国父母、学校高度重视学业成功，客观上要求父母更多参与儿童青少年的学业活动(Cheung & Pomerantz， 2011)。这意味着，父母教养对青少年早期个体的学业成绩、自我概念可能仍具重要影响作用。 综上，本研究拟选取4、6、8年级的中小学生为被试，在3个不同发展阶段分别考察父母接纳参与、自主给予、监督监控三种教养与儿童青少年主观、客观学业成绩间的关系，及一般自我概念的中介作用，并揭示三者关系可能存在的发展阶段差异性。
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user: 2. 方法 2.1. 研究对象 采取整群抽样法，从山东省1所小学、2所初中选取803名中小学生，其中4年级271人(平均年龄9.53 ± 0.57岁；男生136人)、6年级252人(平均年龄11.42 ± 0.50岁；男生148人)和8年级280人(平均年龄13.52 ± 0.65岁；男生136人)。父亲、母亲受教育水平在小学及以下分别占9.0%、16.9%，初中(含未毕业) 45.5%、47.6%，高中或中专(含未毕业) 28.6%、21.3%，大专(含夜大、电大)7.8%、6.6%，大学本科及以上(含研究生) 5.6%、5.0%。家庭月收入在2000元以下的占6.7%，2000~4000 元间的占27.7%，4000~7000元之间占38.0%，7000元以上的占24.9%。 2.2. 研究工具 2.2.1. 父母教养风格问卷 采用父母教养风格问卷(Steinberg et al.， 1992)测量儿童青少年的父母教养，包括接纳参与、自主给予和监督监控3个分量表26个项目，其中接纳参与、自主给予分量表4点计分(1~4表示“非常不符合”到“非常符合”)，监督监控2项目7点计分，其余项目3点计分(1~3表示“不想知道”到“非常想知道”)。根据探索性因子分析结果删除3个双重负荷题目(父母让我对想做的事情列出计划；在星期一或星期四晚上，你最晚在外面待到几点；在星期五或星期六晚上，你最晚在外面待到几点)。各分量表Cronbach’s α分别为0.83、0.64、0.80。 2.2.2. 一般自我概念量表 采用儿童自我知觉量表(Harter， 1982)的一般自我概念分量表测量儿童青少年的一般自我概念，共7项目，4点计分，得分越高则自我概念越积极。Cronbach’s α为0.84。 2.2.3. 主观学业成绩 采用改编的Wigfield等(1991)学业成绩评定量表测评主观学业成绩。量表共7题，5点计分，得分越高说明主观学业成绩越好。Cronbach’s α为0.88。 2.2.4. 客观学业成绩 将语文、数学、英语学业成绩按同学校同年级的所有班级成绩进行标准分转换，三科成绩标准分的均分作为客观学业成绩得分。 2.3. 研究程序及数据处理 以班为单位集体施测，每班2名经过培训的心理学研究生任主试。结束后统一收回问卷，并发小礼物。采用SPSS 19.0和Mplus 7.0进行数据分析与统计分析。 2.4. 共同方法偏差 为避免共同方法偏差，在数据收集过程中采用反向计分、指导语说明等进行程序控制。对自我报告变量(父母教养风格问卷、一般自我概念量表、主观学习成绩评定量表)的Harman单因素检验结果显示8个因子的特征根大于1，第1个因子解释率为20.90%，小于40%的临界标准，说明不存在明显共同方法偏差。
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user: 3. 结果 3.1. 描述统计及相关分析 各变量平均数、标准差及皮尔逊积差相关系数见表1。接纳参与与学业成绩显著正相关(6、8年级接纳参与与客观成绩除外)，4年级监督监控与学业成绩显著正相关，6年级自主给予与主观学业成绩、8年级自主给予与学业成绩显著正相关；接纳参与、自主给予、监督监控与一般自我概念正相关(4、8年级自主给予，6年级监督监控除外)；一般自我概念、主观和客观成绩间均显著正相关(6、8年级一般自我概念与客观成绩除外)。 Table 1 Correlation matrix and mean and standard deviation of parenting， general self-concept， academic achievemen 变量 1 2 3 4 5 6 1. 接纳参与 − 2. 自主给予 −0.10/0.21 ** /0.15 *a − 3. 监督监控 0.43 *** /0.40 *** /0.38 *** −0.02/−0.07/−0.06 − 4. 自我概念 0.24 *** /0.35 *** /0.33 *** −0.01/0.20 ** /0.03 0.27 *** /0.11/0.19 ** − 5. 主观成绩 0.29 *** /0.21 ** /0.20 ** 0.01/0.19 ** /0.22 *** 0.18 ** /0.10/0.11 0.43 *** /0.23 *** /0.25 *** − 6. 客观成绩 0.31 *** /0.09/0.10 −0.03/0.12/0.20 ** 0.22 ** /−0.04/0.12 0.18 ** /0.03/0.06 0.55 *** /0.65 *** /0.73 *** − M 3.31/3.27/3.01 2.46/2.54/2.56 2.46/2.39/2.39 2.23/2.18/1.86 3.53/3.27/2.95 0.05/−0.06/0.02 SD 0.65/0.58/0.59 0.58/0.53/0.51 0.51/0.52/0.44 0.57/0.50/0.54 0.68/0.73/0.74 0.84/0.90/0.90 表1. 父母教养、一般自我概念、学业成绩的平均数、标准差及相关系数 注： * p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001。下同。a表示4、6、8年级数据。 3.2. 父母教养对不同发展阶段儿童青少年学业成绩的影响 为考察父母教养对不同发展阶段学业成绩的影响，对三个发展阶段分别构建以主观学业成绩、客观学业成绩为因变量，父母教养(接纳参与、自主给予、监督监控)为自变量的6个模型，所有变量均为显变量，且模型中设定接纳参与、自主给予、监督监控间相关。结果显示，6个模型均为饱和模型。4、6、8年级接纳参与均显著正向预测主观学业成绩，6、8年级自主给予正向预测主观学业成绩(图1)；4年级接纳参与、8年级自主给予正向预测客观学业成绩(图2)。 图1. 不同父母教养行为对主观成绩的直接效应模型图 图2. 不同父母教养行为对客观成绩的直接效应模型图 3.3. 一般自我概念在父母教养对不同发展阶段儿童青少年学业成绩影响中的中介作用 在直接效应模型基础上加入一般自我概念(显变量)作为中介变量，考察其在父母教养对不同发展阶段儿童青少年学业成绩影响中的中介作用。结果显示，6个中介效应模型均为饱和模型。中介效应路径分析结果如图3和图4所示。 与只包含父母教养直接效应模型相比，三个发展阶段包含中介变量的模型均显著增强对主观学业成绩变异的解释∆R2分别为0.13、0.02和0.04)。4、6、8年级一般自我概念均显著正向预测主观学业成绩，4、6、8年级父母接纳参与以及4年级监督监控、6年级自主给予显著正向预测一般自我概念(见图3)。Bootstrap检验(抽取1000个Bootstrap样本)结果发现，4年级一般自我概念在接纳参与、监督监控与主观学业成绩关系中的中介效应显著，95%置信区间分别为[0.009， 0.118]和[0.022， 0.151]，中介效应值分别为0.06和0.08。6年级一般自我概念在接纳参与、心理自主与主观学业成绩关系中的中介效应显著，95%置信区间分别为[0.011， 0.116]和[0.002， 0.073]，中介效应值分别为0.06和0.02。8年级一般自我概念在接纳参与与主观学业成绩关系中的中介效应显著，95%置信区间为[0.023， 0.119]，中介效应值为0.06。此外，4年级接纳参、6、8年级自主给予与对主观学业成绩仍存在显著影响效应。 图3. 一般自我概念在不同父母教养行为对主观成绩的影响中的中介效应模型图 仅童年中期(4年级)的中介模型显著增强对客观学业成绩变异的解释(∆R 2 = 0.01)。4年级接纳参与与监督监控、6年级接纳参与与自主给予、8年级接纳参与显著正向预测一般自我概念，但各年级一般自我概念对客观学习成绩的预测作用不显著(见图4)，因而，4、6、8年级一般自我概念在父母教养各维度与客观学习成绩间的中介效应均不显著。4年级接纳参与、8年级的自主给予显著正向预测客观学习成绩。 图4. 一般自我概念在不同父母教养行为对客观成绩的影响中的中介效应模型图
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user: 4. 讨论 本研究发现，接纳参与、自主给予正向预测儿童青少年的学业成绩。接纳参与、自主给予教养体现了父母对子女的接纳、鼓励、民主等(Cenk & Demir， 2016; Cheung & Pomerantz， 2011)，并为子女提供学业方面帮助与指导(Shumow & Miller， 2001)。但是，自主给予对学业成绩的预测作用存在发展阶段差异，其预测效应在4年级时不显著，6、8年级显著。这反映随年龄增长，个体追求更多地自主与独立，此时父母给予他们的心理自主支持能够适应并满足其发展需求(费尔德曼，2013)，从而促进良好发展适应，包括学业适应。 在对客观学业成绩的影响方面，4年级接纳参与效应显著，6、8年级效应不显著。这反映了在较低年级父母对子女的情感接纳认可及学业帮助与支持对儿童实际学习成绩作用较大，但是进入高年级和中学实际学习成绩受父母教养的影响减少(Pinquart， 2016)。父母教养效应的减弱可能既反映了青少年成长中独立性的增强(费尔德曼，2013)，也与此时学业任务难度增加有关。但是，父母自主给予契合了青少年期个体强烈的自主以及被认可的需求，通过给予青少年自主而传递了认可、信任和积极的期望(Vasquez et al.， 2016)，同时也较少打扰青少年自主安排学业活动，因而8年级自主给予对客观学业成绩具有正向效应。 本研究中监督监控均不能预测儿童青少年主观和客观学业成绩，表明对小学中高年级之后发展阶段的儿童青少年而言，父母监督监控对学业相关事务不具有重要影响作用。父母监督监控主要表现在督促子女保证学习时间与完成学习计划任务上，这些均与学习习惯或常规形成有关。但童年中期(约9、10岁)儿童已初步养成学习习惯及常规，可控制和安排自己的日常行为(费尔德曼，2013)，因而此时父母监督监控的效应变得不明显。此外，Zhang等(2017)对青少年早期母亲教养方式类型的研究发现，严慈型母亲对孩子充满温情，同时严厉监控水平也较高，但该组青少年学业成绩比权威型教养下青少年更差。该研究指出，在此发展阶段上父母对子女较多的监督控制可能是对子女学习成绩较差的一种反应性的教养行为策略，而非监督控制教养预测影响学习成绩。因而，综合本研究发现及已有研究(Zhang et al.， 2017)，我们认为，童年中期至青少年期父母监督监控可能并非促进子女学习成绩的教养行为。这一结果也提示，父母应根据不同发展阶段儿童青少年的特点与需求调整教养行为。 本研究还发现，在三个发展阶段一般自我概念在父母教养与主观学业成绩间存在中介效应。具体而言，一般自我概念在三个发展阶段的接纳参与与主观学业成绩间存在中介效应。接纳参与的父母给予子女足够的温暖与支持，积极参与子女的学业及其他活动，并表达对他们的尊重、对他们能力和价值的认可(Steinberg et al.， 1992)，这些教养行为会增强儿童青少年对自身的积极认识(Yu et al.， 2019)。而积极的自我认识能够影响儿童青少年的成就动机，促进学业参与(Dweck & Master， 2009)，因而，自我概念在父母接纳参与教养与学业成绩的联系中起中介作用。 6年级时一般自我概念在父母自主给予与主观学业成绩间具部分中介效应，童年中期和青少年早期一般自我概念的中介效应不显著。自主给予教养的父母对子女宽容、支持，鼓励其根据个人认可的价值观和兴趣行动，能够满足童年晚期个体自主性的需求，促进其自我认可与价值肯定(Steinberg et al.， 1992; Vasquez et al.， 2016)。8年级青少年自我概念更可能受到同伴和社会比较的影响(费尔德曼，2013)，父母自主给予教养的影响减弱。因而，仅6年级时自我概念在父母自主给予教养与学业成绩的联系中起中介作用。 4年级时一般自我概念在监督监控与主观学业成绩间具有完全中介效应。父母监督监控反映父母对孩子的要求与控制(Steinberg et al.， 1992)。4年级父母监督监控正向预测儿童一般自我概念，与此年龄个体对父母仍存在较大依赖性及认同的发展特点有关(费尔德曼，2013)，该发展阶段父母对孩子的要求与监控是必要的，反映了父母对孩子的关心、爱与保护，因而监督控制对一般自我概念具积极效应。 值得注意的是，儿童青少年的一般自我概念与客观学习成绩不存在显著联系，因而未发现一般自我概念在父母教养与客观学业成绩间的中介效应。已有研究发现，学业自我概念与中小学生的学习成绩存在联系(Ehm et al.， 2019; 陈晓惠，石文典，2016)。但相比学业自我概念，一般自我概念是概括、一般性的成份，对实际学业相关行为的影响可能会受到其他过程影响。学生的客观学业成绩也受多种现实因素的影响，如评卷者的评分标准、儿童青少年考试时的自身状态等(姚计海，陈瑛华，2009)。因而，本研究中一般自我概念与中小学生客观学习成绩的联系较弱。 总之，本研究揭示了父母教养、一般自我概念与不同发展阶段儿童青少年学业成绩间的关系，在不同发展阶段父母接纳参与儿童青少年的学习成绩间均具有显著联系，且一般自我概念在其中具有中介效应。但父母自主给予仅对童年晚期、青少年早期儿童青少年的一般自我概念和学业成绩具有影响，监督监控仅对童年中期儿童一般自我概念存在影响。本研究结果对家庭教育实践具有指导意义，提示父母应给予儿童青少年足够的温暖、接纳，并积极参与到儿童青少年学业及其他活动中；同时父母需根据儿童青少年的发展阶段调整教养行为，从童年中期起父母不宜过多采取监督控制性方式教养孩子，而且随着儿童青少年自主与独立性需求的发展，父母应给予子女更多自主。
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user: 5. 结论 1) 4、6、8年级父母接纳参与和6、8年级自主给予正向预测儿童青少年主观学业成绩，4年级父母接纳参与和8年级自主给予正向预测儿童青少年客观学业成绩； 2) 4、6、8年级父母接纳参与、6、8年级自主给予和4年级监督监控通过一般自我概念间接影响儿童青少年主观学业成绩，一般自我概念在父母教养与客观学业成绩联系中的中介作用不显著。
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user: 摘要 目的：本研究主要探讨中国人童年创伤中重要的三个维度与积极应对方式之间的关系。方法：主要采用元分析通过文献筛选到21项研究共17，521个样本人数进行探讨。涉及到的主要问卷包含童年期创伤经历问卷(CTQ-SF)或者儿童心理虐待与忽视量表(CPANS)、简易应对方式。结果：中国人童年创伤的情感忽视、情感虐待和躯体虐待维度均与积极应对方式呈显著负相关；报告质量和样本类型在中国人童年创伤的情感忽视、情感虐待和躯体虐待维度上与积极应对方式关系中起调节作用。而样本类型中发现，随着年龄的增长，中国人童年创伤三个维度与积极应对方式的效应量逐渐减少，经历过童年创伤的青少年相较于成年人表现出更弱的积极应对。结论：也就是说，青少年时期，存在童年创伤的个体更不会采取积极应对方式；大学生阶段其次；而成人阶段，从年龄角度出发虽然有部分与大学生群体重合，但是成人群体更多地接触社会，在社会的磨砺之后，心理韧性变强，即使曾经经历了童年创伤，也会更多地采取积极应对方式对待生活，这与个体应对策略的多元化和成熟化有关。同时从人本主义的角度出发，这一结果印证了人是自由的个体，具有发展、成长、发挥其积极潜能的内在需求，具有自我实现的倾向；随着社会经历的增多，会以更积极乐观的态度看待生命，从环境中寻找到问题的解决方案。
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user: 1. 引言 心理健康关注于家庭教育和环境对于孩子成长的影响，尤其是早期家庭经历对孩子的心理韧性、性格塑造等方面影响深远。随着社会文明发展，早期教育越来越受重视，研究者们提出一些成年后的心理疾病，多源自于儿童时期的不适或者创伤经历，并且随着成长过程中无法自愈也未寻求到合适疏导，危及心理健康。因此对于童年创伤经历的了解，更能有助于父母在早期教育中警惕如何关注子女身心健康。 童年创伤的研究可追溯到1962年Kempe等人的儿童虐待问题相关研究，2003年Jongsma根据1994年版的《心理障碍诊断与统计手册》，对童年创伤的概念进行了界定，主要包含：童年期个体曾经受到情感、性和躯体虐待；个体躯体和情感上遭受到父母的忽视；由于父母忽视所带来的生活混乱；来自于父母的施压，个体常常情绪压抑；出现与早期不幸遭遇有关的恐惧、抑郁、焦虑、愤怒等负性情绪；由于这些负性情绪导致的不良社会应对问题，例如人格的变化、消极应对、心因性障碍等情况(Jongsma & Peterson， 2003)。而之后的相关研究区分了儿童虐待和心理虐待，从司法的角度出发，儿童虐待的界定为身体上可见或医学鉴定的躯体伤害，强调结果；但看不见的伤痛才是最严重的，美国儿童虐待专业协会提出，儿童虐待中更应包含心理虐待，表现为监护人向儿童传递的无价值、不被喜欢等负性情绪和信息行为，认为开始于童年期的心理和身体虐待，致使创伤的产生并延续影响到成年，成为一种需要被治愈的心理疾病。在国外童年期创伤经历的临床诊断中，通常包括缺乏父母童年陪伴、家庭环境或关系混乱、家庭经济结构不稳定、监护人滥用药物、教养方式苛刻、暴力等导致儿童成长中逐渐发展出焦虑、抑郁、恐惧、人格不健全、反社会等不良应对方式(彭薇，2017)。我国关于童年创伤的研究较晚，主要将影响童年创伤的影响因素归为监护人、个体本身、家庭环境和社会环境。有研究证明，良好的家庭环境可以促进儿童身心健康的良性发展，而父母的教养方式和共情能力又会为孩子的身心健康创造出良好的家庭氛围(张天阳，吴相雷，杨冉等，2019)。相对地，监护人对于儿童的施虐会影响儿童对于他人行为的理解能力(杨世昌，张亚林，郭果毅等，2003)。语言发育迟缓、学校表现更差的儿童更容易遭受到厌烦情绪和打骂，而这些经历过受虐的儿童在社交能力中表现更不符合社会规范，或者易怒，或者低沉(杨玉凤，2006；Weiler & Widom， 1996)。家庭暴力、家庭经济情况、家庭教养氛围都会影响童年创伤事件发生的概率，一项长达二十多年的追踪研究显示，经历过童年期创伤的孩子在成年后患有精神类疾病的风险显著高于没有童年创伤经历的儿童(马韵，2003)。而社会对于儿童权益的保护，社会经济水平的发展程度也会影响发生率(韩玉珠，2015)。测量工具方面，其一是1998年Bernstein编制的儿童期虐待问卷(CTQ-SF)，包含情感虐待、情感忽视、躯体虐待、躯体忽视和性虐待5个维度，该问卷被广泛使用，具有良好信效度(Bernstein & Fink， 1998)。其二是本土化后，潘辰和邓云龙编制的心理虐待和忽视量表(CPANS)，分为心理虐待和忽视两个分量表，其中心理虐待分量表包括责骂、恐吓和干涉；忽视分量表包括情感忽视、教育忽视和躯体忽视(邓云龙，潘辰，唐秋萍，2007)。 生物学论断中曾提及人类一半以上的疾病都与应激存在相关性。应激指突然发生的外界情况变化所引发的情绪状态。导致应激的原因有身体、心理和社会文化等方面。为面对应激情况个体缓解应激源和心理健康所采取的反应强度和性质就会构成应对行为方式。最早关于应对方式的研究是Freud的防御机制理论，防御机制一般以压抑、否认、升华、投射和合理化的形式应对自我、本我、超我三者之间的矛盾，一旦矛盾无法解决或维持三者的平衡，个体将面临心理问题。后续的研究中，对应对方式的概念进行了深入探讨。应对方式指个体面对压力源或者挫折困难时采取的行为和认知方式，应对方式可以调节心理应激过程中的承受强度和看待角度(廖友国，2014)。以往研究中有观点认为应对方式是动态过程，而不是单一的行为动作，并且个体差异导致问题的解决方式出现差异性，而现实与自我能力的矛盾会加剧个体差异，导致个体面对同一事件时采取不同的认知和行为应对方式。目前我国对于应对方式的研究在概念界定、理论支持、测量和影响因素中呈现多元化发展。问卷编制当中，肖计划最早结合中国国情开展应对方式的本土化研究，编制了适合中国被试群体的应对方式问卷(黄希庭，余华，郑涌等，2000；肖计划，许秀峰，1996)。黄希庭则在此基础上开始针对被试群体的特征编制和改善中学生的应对方式量表(肖计划，许秀峰，1996)。陈树林在前人研究基础上，考虑与环境的交互作用，编制了指向问题和指向情绪的两种应当方式(解亚宁，1998)。为更加便于操作，在保证信效度的基础上，解亚宁编制了含积极应对和消极应对两个方面的简易应对方式问卷，共20题(解亚宁，1998)。总之，应对方式作为一种重要的心理资源，对于反映身心健康具有重要意义。 国内关于童年创伤经历和应对方式的研究中发现，个体心理的发展轨迹是环环相扣的，早期的情感或者身体上的创伤经历都会引发心理或生理上的不适问题。而不适问题的出现，如果没有得到正确的疏导，就会产生消极的社会应对方式。例如，周永红的研究中指出，积极的应对方式有助于个体幸福感的获取，两者得分显著正相关，相反，消极应对方式则不能(周永红，2016)；侯艳飞的研究进一步指出，大学生的消极应对方式与虐待经历有关(侯艳飞，赵静波，杨雪岭，2011；杨立宝，2011)。同时，有研究中发现，童年期诸如责骂、恐吓、干涉等心理虐待、情感忽视和躯体忽视都会影响其应对方式，且与消极应对方式呈负相关(孔思又，2019)；如果儿童期遭受的创伤越严重，那么青春期对应激环境越容易产生消极应对方式(孙双涛，牛威，闫同军等，2013)。而抑郁症患者，如果遭受过童年创伤经历，较于非经历的其他抑郁症患者，虽然积极应对方式上无显著差异，但却表现出更强的消极倾向(黄庆玲，雍那，胡华等，2015)。综述中可发现，关于童年期创伤经历的研究多关注消极应对方式的相关性，但心理健康更应关注积极的意义，所以，在中国社会文化之下，童年创伤经历和积极应对方式的关系如何，值得进一步探讨。元分析则可以对以往多项研究成果进行整理分析，有助于避免单一研究的样本和统计问题，得出定量结果，帮助研究者客观看到两者的关系，对其进行全面整合和建构。
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user: 2. 对象及方法 2.1. 文献检索 本研究为元分析，所以研究对象主要为文献，利用中国知网、万方的数据库，涵盖硕博论文、期刊类别进行文献检索收集相关材料。检索词设定为“应对方式”、“儿童创伤”、“童年创伤”、“情感忽视”、“情感虐待”、“躯体虐待”。文献纳入标准：首先为实证研究，含数据分析。其次，研究工具为童年期创伤经历问卷(CTQ-SF)或者儿童心理虐待与忽视量表(CPANS)，简易应对方式问卷。再则，由于童年期创伤经历研究较少，再加之问卷类型主要包括两类，所以主要提取主要的三个维度进行探讨。也即是，文献中报告应对方式各因子与童年期创伤经历三个维度(情感忽视、情感虐待和躯体虐待)间的相关系数。最后，重复发表的数据只选取一次为准。 通过多次筛选，剩下满足标准的文献21篇。样本总量17，521人，最大样本量9704人，最小样本量54人，均明确报告样本性别，男性7991人，女性9530人。两者相关性的研究和论文发表年限集中于近十年，文献种类主要来源于学位论文，研究对象集中于青少年和成年人(见表1)。 Table 1 Basic information of selected research literatur 变量名称 类别 研究数 样本量 变量名称 类别 研究数 样本量 测量工具 简易应对问卷 21 17，521 发表年代 2011 1 448 CTQ-SF 18 16，285 2013 4 870 CPANS 3 1236 2015 3 1624 报告质量 学位论文 8 13，529 2016 3 1336 普通期刊 9 1803 2018 4 11，232 核心期刊 4 2189 2019 6 2011 样本类型 大学生 9 3769 青少年 5 12，252 成人 5 707 新兵 1 505 服刑人员 1 288 表1. 筛选的研究文献基本信息 2.2. 变量编码 测量工具分为“简易应对方式问卷”“童年期创伤经历问卷(CTQ-SF)”或者“儿童心理虐待与忽视量表(CPANS)”；报告质量分为学位论文、普通期刊和核心期刊三类；样本类型涵盖大学生、青少年、成人、新兵和服刑人员；发表年代集中于2010年之后的研究。根据早期的童年期创伤经历量表，应包含五个维度，分别是躯体忽视、情感忽视、躯体虐待、情感虐待和性虐待。随着社会经济的发展，和伦理道德观念的发展，该量表进行了修订，更侧重于探究童年期的心理虐待和忽视，其中，心理虐待分量表包括责骂、恐吓和干涉3个维度；忽视分量表包括情感忽视、教育忽视和躯体忽视。故而，在提取相关因子时，本研究主要探究情感忽视、躯体虐待、情感虐待三个因子，分别和积极应对方式的相关性。 2.3. 数据处理 运用Excel 2010版进行文献数据的收集、录入和编码。然后运用CMA3.0软件进行元分析。计算过程中，先将原始相关系数转换成相对的Fisher Z分数，然后再转换成相关系数r以便于呈现数据结果。运用Q检验对数据进行同质性检验，当各研究同质时，采用固定效应模型，异质则用随机效应模型。计算合并效应数值后，借助于漏斗图、Rosenthal’s Classic Fail-safe N检验和Egger’s检验出版偏倚。
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user: 3. 结果 3.1. 异质性检验 异质性指系统评价中不同研究间的变异。本研究对主要选取的观察关系(积极应对方式分别对情感忽视、躯体虐待、情感虐待)进行异质性分析。结果如表2所示，各研究间的Q检验均显著(P < 0.001)表明元分析各效应值均为异质。根据Higgins对异质性的判断标准，如果I-squared大于75%则说明异质性高，而本研究中I-squared介于89%~94%之间，表明效应量的真实变异情况较好(肖计划，许秀峰，1996)。Tau-squared则说明总变异存在组间误差的影响。因此，各效应值间是异质的。 Table 2 Test results of effect value heterogeneit Heterogeneity Tau-squared 结果变量 k Q df(Q) P I-squared Tau-squared SE Variance Tau 因子2 21 320.44 20 <0.001 93.76 0.03 0.02 0 0.16 因子3 19 189.15 18 <0.001 90.48 0.02 0.01 0 0.13 因子4 21 193.42 20 <0.001 89.66 0.02 0.01 0 0.12 表2. 效应值异质性检验结果 注：因子2为积极应对方式对情感忽视的关系；因子3为积极应对方式对躯体虐待的关系；因子4为积极应对方式对情感虐待的关系。文中下同。 3.2. 出版偏倚检验 漏斗图中三类关系基本分布于顶部，围绕平均效果量对称散开，表明存在出版偏倚的可能性较小。而Classic Fail-safe N的失安全系数分别为2519、1244、1563，说明样本具有代表性，不存在发表偏差；同时Egger’s Intercept均与零差异不显著(P < 0.05)，进一步说明各指标均不存在发表偏差。结果如表3所示。 Table 3 Publication bias test result 结果变量 k Classic Fail-safe N FSR Egger’s Intercept SE 下限 上限 P 因子2 21 2519 −0.13 −4.39 1.01 −6.5 −2.29 4.37 因子3 19 1244 −0.1 −3.38 0.86 −5.19 −1.57 3.94 因子4 21 1563 −0.1 −3.49 0.76 −5.09 −1.9 4.58 表3. 出版偏倚检验结果 3.3. 主效应检验 随机效应模型对效应值进行合并，采用95%的置信区间发现积极应对方式与情感忽视的点估计值为−0.239，双侧检验Z = −6.519，P < 0.001；积极应对方式与躯体虐待的点估计值为−0.191，双侧检验Z = −5.971，P < 0.001；积极应对方式与情感虐待的点估计值为−0.193，双侧检验Z = −6.603，P < 0.001；均达到显著负相关。 3.4. 调节效应检验 本研究主要讨论被试群体和报告质量对因子2、3、4的影响。由于文献中新兵和服刑人员仅各有一个样本，所以以下主要探索青少年、成人和大学生三个群体的差异性，具体如表4所示，其中成人在因子3的类别下，Q值未显著；也就是说明成人的积极应对方式和躯体虐待不产生相互影响。其余调节变量在不同类别下均显著，说明青少年和大学生的积极应对方式与情感忽视、情感虐待和躯体虐待之间都会产生显著的负相关影响。而成人的积极应对方式与情感忽视和情感虐待之间产生显著的负相关。从表4中可观察到积极应对方式与童年创伤经历的调节作用不同，效应值随年龄增长而减小，青少年到成人的过程中效应值逐渐减少，说明童年创伤经历会随时间推移而得到缓解，但是越年幼，伤害越大。 Table 4 Model analysis of the moderating effect of subjects on the relationship between positive coping style and childhood trauma experienc 同质性分析 效应值及95%置信区间 双侧检验 调节变量 Q组间 df P 类别 k 点估计 下限 上限 Z P 青少年 122.99 4 0.000 因子2 5 −0.08 −0.09 −0.06 −8.45 0.000 99.97 4 0.000 因子3 5 −0.07 −0.09 −0.05 −7.99 0.000 106.60 4 0.000 因子4 5 −0.07 −0.09 −0.06 −8.25 0.000 成人 14.36 4 0.006 因子2 5 −0.14 −0.21 −0.06 −3.65 0.000 0.73 3 0.867 因子3 5 −0.28 −0.38 −0.18 −5.01 0.000 14.73 4 0.005 因子4 5 −0.17 −0.24 −0.10 −4.53 0.000 大学生 38.24 8 0.000 因子2 9 −0.26 −0.29 −0.23 −16.35 0.000 31.80 7 0.000 因子3 8 −0.20 −0.23 −0.16 −11.50 0.000 33.02 8 0.000 因子4 9 −0.18 −0.21 −0.15 −11.21 0.000 表4. 被试群体对积极应对方式与童年创伤经历维度关系调节效应的模型分析 Table 5 Model analysis of the moderating effect of report quality on the relationship between positive coping style and childhood traumatic experienc 同质性分析 效应值及95%置信区间 双侧检验 调节变量 Q组间 df P 类别 k 点估计 下限 上限 Z P 核心 27.25 3 0.000 因子2 4 −0.31 −0.35 −0.26 −13.44 0.000 26.83 3 0.000 因子3 4 −0.21 −0.25 −0.16 −8.98 0.000 28.24 3 0.000 因子4 4 −0.18 −0.23 −0.14 −7.89 0.000 学位论文 162.65 7 0.000 因子2 8 −0.09 −0.11 −0.07 −10.48 0.000 104.05 5 0.000 因子3 6 −0.07 −0.09 −0.06 −8.31 0.000 110.23 7 0.000 因子4 8 −0.08 −0.09 −0.06 −9.00 0.000 普刊 19.55 8 0.012 因子2 9 −0.24 −0.28 −0.20 −11.21 0.000 19.38 8 0.013 因子3 9 −0.16 −0.20 −0.12 −7.42 0.000 12.59 8 0.127 因子4 9 −0.20 −0.24 −0.16 −9.39 0.127 表5. 报告质量对积极应对方式与童年创伤经历维度关系调节效应的模型分析 报告质量的条件作用在因子2、3、4之间存在不同影响，如表5所示，当中得出学位论文的相关系数高于普通期刊和学位论文。而普刊在因子4的类别下，Q值不显著，意味着积极应对方式和情感虐待在该类研究中相关性影响不足。说明该项研究随着课题的复杂性和时间的发展，越深入、多维度的探讨，越能获取高效应值。