余習(xí)德，劉嘉帆，羅心悅，朱逸鈞，馮國艷，魯 成

（1.廣東技術(shù)師范大學(xué) 教育科學(xué)學(xué)院，廣東 廣州 510665；2.香港教育大學(xué) 教育與人類發(fā)展學(xué)院，中國香港 999077；3.昆士蘭大學(xué) 商學(xué)院，澳大利亞 布里斯班 4072；4.廣州新華學(xué)院 管理學(xué)院，廣東 廣州 510520；5.廣州南方學(xué)院 學(xué)生處，廣東 廣州 510970）

一、引言

從心理健康的角度，負(fù)性情緒的典型行為表現(xiàn)即為時(shí)間加工受損，如抑郁[1]與沮喪[2]常導(dǎo)致個(gè)體感知時(shí)間流逝得更慢、時(shí)間估計(jì)得更長。因此，從時(shí)間認(rèn)知的角度反推個(gè)體的情緒與思維狀態(tài)，不失為心理評估與精神篩查的輔助手段，特別是對于那些隱匿性較強(qiáng)且難以診斷的心理癥狀，如自殺意念、隱匿性抑郁與內(nèi)隱性社會排斥。從心理發(fā)展的角度，相較于兒童與青少年，大學(xué)生多處于遠(yuǎn)離父母與教師嚴(yán)格監(jiān)管的學(xué)習(xí)狀態(tài)，其教育與管理需更加獨(dú)立自主；加之，大學(xué)生也處于集中學(xué)習(xí)專業(yè)知識、夯實(shí)生存本領(lǐng)的關(guān)鍵期，這一時(shí)期有關(guān)“時(shí)間及其流逝”的經(jīng)驗(yàn)至關(guān)重要。研究業(yè)已表明：時(shí)間流逝感與時(shí)間管理的三個(gè)組成部分(時(shí)間價(jià)值感、時(shí)間監(jiān)控觀與時(shí)間效能感)均呈顯著正相關(guān)，且時(shí)間流逝感在大學(xué)生同一性狀態(tài)與時(shí)間管理之間[3]、在同一性風(fēng)格與時(shí)間價(jià)值感之間[4]均起中介作用。可見，不論是從情緒健康的角度，還是從個(gè)性發(fā)展的角度，時(shí)間流逝感對于大學(xué)生的成長成才皆頗為重要。

時(shí)間流逝感是時(shí)間心理學(xué)研究的新視野[5]，其概念內(nèi)涵尚無定論。國外學(xué)者傾向于認(rèn)為時(shí)間流逝感是一種“對時(shí)間流逝快慢的認(rèn)知性判斷”[6-9]。這種概念界定僅僅指向了時(shí)間本身，然而，從哲學(xué)思辨與生活體驗(yàn)的角度，時(shí)間流逝感的內(nèi)涵卻是頗為豐富的，其至少還與“自我意識”緊密相連[10-12]。事實(shí)上，西方學(xué)者近期的質(zhì)性研究也的確表明：冥想或正念(mindfulness)能改變自我意識狀態(tài)進(jìn)而影響時(shí)間流逝感[13]。秉承“深掘內(nèi)涵、擴(kuò)展外延”的探索精神，我國學(xué)者提出：時(shí)間流逝感是集“情緒情感、易感性與反應(yīng)傾向”為一體的統(tǒng)合心理表征[14-15]。盡管這從“概念深度”上挖掘了時(shí)間流逝感的內(nèi)涵，但有關(guān)“概念廣度”的延展卻十分有限，因?yàn)閮H就“時(shí)間”這個(gè)單一概念而言，我國學(xué)者便認(rèn)為：時(shí)間是與空間、物體、人物與情境等客體緊密相關(guān)的意象性表征[16]。對應(yīng)的時(shí)間流逝感是否也與這些客體有關(guān)？這一拷問為拓展“時(shí)間流逝感”的內(nèi)涵提供了潛在思路。

不論是中國古人提及的“逝者如斯夫，不舍晝夜”“歡娛嫌夜短，寂寞恨更長”，還是西方哲學(xué)家提出的綿延(柏格森)、滯留(胡塞爾)、沉淪(海德格爾)與此時(shí)此刻(本雅明)等[17-20]，這些與“時(shí)間”相關(guān)的生活概念和哲學(xué)思想都具有明顯的體驗(yàn)性質(zhì)。從這個(gè)角度來看，時(shí)間在本質(zhì)上也是體驗(yàn)性的，對時(shí)間流逝感的探討也需落腳于“時(shí)間流逝體驗(yàn)”的范疇。不可否認(rèn)，我國學(xué)者對“時(shí)間流逝感”的概念界定體現(xiàn)了“體驗(yàn)”的屬性，但既有概念僅突出了“情緒體驗(yàn)”，而忽視了“思維體驗(yàn)”，這既不符合我國傳統(tǒng)時(shí)間文化的典型特征(強(qiáng)調(diào)對時(shí)間流逝的思量與內(nèi)觀)，也不符合“時(shí)間流逝作為一種思維與觀念而存在”的日常與經(jīng)驗(yàn)[21]。令人欣慰的是，早在20 世紀(jì)下半葉，美國認(rèn)知心理學(xué)家Flavell 便從元認(rèn)知的角度提出：“思維體驗(yàn)”與“情緒體驗(yàn)”是體驗(yàn)不可或缺的兩個(gè)組成部分[22-25]。這一觀點(diǎn)為我們從情緒與思維的角度拓展“時(shí)間流逝感”這一概念至“時(shí)間流逝體驗(yàn)”提供了理論框架。

時(shí)間流逝感容易隨心境與情景的變化而變化[26]。加之，以往研究表明：時(shí)間流逝感在性別、年級與居住地等人口學(xué)變量上也存在顯著差異[4]。如果“時(shí)間流逝體驗(yàn)”這一概念是成立的，其在不同人口學(xué)變量上是否存在與上述類似的差異？如果的確存在差異，到底是在不同人口學(xué)變量上時(shí)間流逝體驗(yàn)的“量”的差異？還是在不同人口學(xué)變量上有著“質(zhì)”的內(nèi)涵差異？也即，在不同人口學(xué)變量上存在不同的時(shí)間流逝體驗(yàn)結(jié)構(gòu)？或者說，時(shí)間流逝體驗(yàn)的概念結(jié)構(gòu)在不同人口學(xué)變量上差異較大、不夠穩(wěn)定？對此類問題的解答非常有必要。需要說明的是，測量不變性檢驗(yàn)(Measurement Invariance,MI)被廣泛地應(yīng)用于評估概念的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性與測評工具的情景適用性，它是對“不同樣本之間的觀測變量與潛變量關(guān)系”的相等性檢驗(yàn)[27]，它為我們回答“時(shí)間流逝體驗(yàn)的概念結(jié)構(gòu)是否穩(wěn)定”提供了方法支持。

以往研究還表明：諸多穩(wěn)定的個(gè)性與人格變量影響時(shí)間流逝感知，如偏好外部歸因或持宿命論的個(gè)體有更強(qiáng)烈的時(shí)間流逝意識[5]；個(gè)體的情緒管控能力越強(qiáng)，其感知時(shí)間流逝得越慢[9]；個(gè)體“過去—現(xiàn)在—未來”時(shí)間觀越平衡，其感知時(shí)間流逝得越慢[9]；大五人格中的神經(jīng)質(zhì)和嚴(yán)謹(jǐn)性能顯著預(yù)測時(shí)間流逝感的強(qiáng)弱[14]。這些結(jié)論提示：時(shí)間流逝感可能含有特質(zhì)屬性，即，部分人群對“時(shí)間流逝”特別敏感，而部分人群則不然。這一推論也衍生出另一個(gè)有趣的問題：擬提出的“時(shí)間流逝體驗(yàn)”是否也存在“特質(zhì)屬性”與“群際類別”？即是否存在不同類型的時(shí)間流逝體驗(yàn)人群？如存在，不同人群又表現(xiàn)出何種典型特征？對這些問題的回答同樣有趣且必要。值得注意的是：潛在剖面分析(latent profile analysis,LPA)是以個(gè)體為中心，對某個(gè)連續(xù)性變量進(jìn)行潛結(jié)構(gòu)分析，進(jìn)而探索群體內(nèi)部異質(zhì)性的分類模式[28]。LPA 為回答前述的“時(shí)間流逝體驗(yàn)特質(zhì)或類型之問”提供了技術(shù)支撐。

1.開放式與半結(jié)構(gòu)式訪談

本次實(shí)驗(yàn)研究數(shù)據(jù)使用SPSS22.0軟件進(jìn)行分析和處理，計(jì)量資料采用（±s）表示，實(shí)施獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，計(jì)數(shù)資料則使用百分率（%）表示，采用χ2檢驗(yàn)，若P＜0.05差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

綜上所述，本研究擬：第一，結(jié)合西方“元認(rèn)知體驗(yàn)理論”與我國傳統(tǒng)時(shí)間文化，延展“時(shí)間流逝感”的概念內(nèi)涵至“時(shí)間流逝體驗(yàn)”。第二，輔之以測評工具的開發(fā)來驗(yàn)證時(shí)間流逝體驗(yàn)的概念結(jié)構(gòu)，也擬檢驗(yàn)自編量表在不同人口學(xué)變量上的測量穩(wěn)定性。第三，采用潛在剖面分析技術(shù)探索“是否存在不同類型的時(shí)間流逝體驗(yàn)人群”，以期為大學(xué)生的時(shí)間管理與高等院校的時(shí)間教育提供參考。

二、對象與方法

(一)被試

采用主成分方差極大正交旋轉(zhuǎn)法對剩余的21 個(gè)條目進(jìn)行探索性因素分析(KMO=0.90，Bartlett 球形檢 驗(yàn)：χ2=6256.37，P＜0.001)，并按照“條目歸屬恰當(dāng)、因子負(fù)荷大于0.40、共同度大于0.30、不存在交叉負(fù)荷”的原則共刪除6個(gè)條目，最終抽取2 個(gè)特征值大于1 的因子，共15 個(gè)條目，可解釋方差總變異的48%。值得注意的是，對以往使用探索性因素分析的研究進(jìn)行統(tǒng)計(jì)表明：約有30% 的研究未達(dá)到50% 的總體方差解釋量；加之，學(xué)者也明確表示“總體方差解釋率并非判斷探索性因素分析是否成功的唯一標(biāo)準(zhǔn)”[27]；因此，本研究析出兩個(gè)因子(15題)及其方差解釋率均是可接受的。在析出的兩因子之中，因子1 含10 個(gè)條目，涉及時(shí)間流逝體驗(yàn)過程中的積極思維，命名為“時(shí)間流逝積極思維體驗(yàn)”；因子2 含5 個(gè)條目，涉及時(shí)間流逝體驗(yàn)過程中的消極情緒，命名為“時(shí)間流逝消極情緒體驗(yàn)”（具體數(shù)據(jù)見表1）。此外，在探索性因素分析過程中，因不符合各項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)，有關(guān)時(shí)間流逝“消極思維體驗(yàn)”和“積極情緒體驗(yàn)”的初始條目被悉數(shù)剔除。

樣本二：對2033 名大學(xué)生進(jìn)行正式的隨堂電子問卷調(diào)查。收到有效問卷1692 份。被試年齡在17 至27 歲之間，平均20.25 歲(標(biāo)準(zhǔn)差為1.33)；男生480 人(28.4%)，女生1212 人(71.6%)；大一430 人(25.4%)，大二1037 人(61.3%)，大三165 人(9.8%)，大四60 人(3.5%)；人文社科專業(yè)學(xué)生796 人(47%)，自然理工科專業(yè)學(xué)生896 人(53%)。樣本二的數(shù)據(jù)用于驗(yàn)證性因素分析、內(nèi)部一致性信度分析與分半信度分析。

wherein n is carrier concentration, ntr is transparent carrier concentration and n0 is fitting parameters.

樣本一：對1089 名大學(xué)生隨堂電子問卷施測。收到有效問卷964 份。被試年齡在16 至23歲之間，平均19.31 歲(標(biāo)準(zhǔn)差為1.42)；男生300 人(31.1%)，女生664(68.9%)；大一404 人(41.9%)，大二316 人(32.8%)，大三151 人(15.7%)，大四93 人(9.6%)。樣本一的數(shù)據(jù)用于項(xiàng)目分析與探索性因子分析。

(二)內(nèi)涵探索與問卷編制

從圖12中可知，此時(shí)SCLK的高電平持續(xù)時(shí)間為500 ns，時(shí)鐘周期為12.4 μs，時(shí)鐘頻率為80.65 kHz，符合三線串行接口的時(shí)序要求。

4 名參與開放式訪談的被試均來自廣東技術(shù)師范大學(xué)，主試詢問被試：意識到時(shí)間流逝之后，你感受如何？被試報(bào)告完畢后，主試對其提供的信息予以筆錄并總結(jié)。結(jié)果顯示：有關(guān)時(shí)間流逝體驗(yàn)的內(nèi)容可歸納為基本態(tài)度、主觀評價(jià)、思維蔓延與情緒浸染四個(gè)類別。由于前三個(gè)類別要么隸屬于思維過程，要么隸屬于思維結(jié)果，因此，將其歸結(jié)為一個(gè)維度——思維體驗(yàn)，而情緒浸染則被指定為情緒體驗(yàn)。之后，據(jù)此編制半結(jié)構(gòu)化《訪談提綱》，并對廣東技術(shù)師范大學(xué)的另外8 名學(xué)生開展訪談(大一、大二、大三、大四各2 人，男女各對半)。

2.問卷初編

根據(jù)訪談結(jié)果與元認(rèn)知體驗(yàn)理論，從思維與情緒兩個(gè)維度建構(gòu)問卷。時(shí)間流逝思維體驗(yàn)維度的代表題目是“時(shí)間流逝會促使我反思自我”；時(shí)間流逝情緒體驗(yàn)維度的代表性題目是“意識到時(shí)間流逝會讓我感到內(nèi)疚”。具體題目來源：第一，《訪談綱要》中的已有問題；第二，在訪談筆錄中選擇被試的恰當(dāng)表述，或微調(diào)被試的相關(guān)表述。最后，編制了包含24 道題目的初始問卷，所有條目均采用5 點(diǎn)計(jì)分(1=極不符合，5=極其符合)。

3.統(tǒng)計(jì)方法

其中由于H（z）是z-1的（N-1）次多項(xiàng)式，導(dǎo)致其在Z平面上存在（N-1）個(gè)零點(diǎn)，而z=0是其（N-1）階極點(diǎn)。所以FIR濾波器為一個(gè)穩(wěn)定的濾波系統(tǒng)。

使用SPSS 25.0 進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、相關(guān)分析、卡方檢驗(yàn)、探索性因素分析與信度檢驗(yàn)；使用Mplus 8.30 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析與潛在剖面分析。

三、結(jié)果

(一)條目篩選

1.項(xiàng)目分析

首先，根據(jù)樣本一被試得分的總分分布，將高、低各27%的被試分別歸為高、低分組。獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)結(jié)果顯示：兩組被試在24 個(gè)初始條目上的得分均存在顯著差異(t=-7.75～-20.97，P＜0.001)。其次，計(jì)算每個(gè)條目與問卷總分之間的相關(guān)。將條目分與總分相關(guān)系數(shù)小于0.4的2 個(gè)條目刪除，余下22 個(gè)條目與總分的相關(guān)系數(shù)為0.43～0.60 (P＜0.001)。最后，考察剔除各條目后總量表的Cronbach’sα系數(shù)是否顯著提高。結(jié)果顯示：原總問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.869，刪除任一條目后，總問卷的信度維持在0.860～0.869 之間。其中，刪除第21 題后，問卷的Cronbach’sα系數(shù)為0.869；總問卷的Cronbach’sα非但沒有降低，反而與原總問卷Cronbach’sα系數(shù)保持一致，這說明第21 題存在的意義不大，處于“可有可無”的狀態(tài)，刪除它甚至還可以達(dá)到“量簡質(zhì)恒”的效果。因此，刪除第21 題，暫時(shí)保留21 個(gè)條目。

對使用正式問卷、樣本二的數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，以此驗(yàn)證時(shí)間流逝體驗(yàn)的結(jié)構(gòu)效度。結(jié)果顯示：二因素模型擬合良好，各項(xiàng)指標(biāo)均符合心理測量學(xué)標(biāo)準(zhǔn)。與此同時(shí)，將二因素模型合并為單因素驗(yàn)證。結(jié)果表明：單因素模型不如二因素模型擬合良好（各模型具體擬合指標(biāo)，見表2）。

（3）碾壓夯實(shí)：本工程碾壓機(jī)械采用XS261型壓路機(jī)進(jìn)行振動(dòng)碾壓。碾壓順序從外側(cè)向中間進(jìn)行，橫向接頭輪跡重疊不小于40cm。做到無漏壓、無死角、壓實(shí)均勻。振動(dòng)壓路機(jī)運(yùn)行速度2km/h。

所有被試來自于廣東省四所本科學(xué)校，均采用整群方便抽樣。樣本量根據(jù)G-Power 計(jì)算，標(biāo)準(zhǔn)為：相關(guān)分析的中等效應(yīng)量(ρ)=0.30 和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)力(power)=0.95[29]。結(jié)果表明：至少需要138 名被試。主試在被試填寫問卷前，邀請其先閱讀電子版《知情同意書》，并告知被試：請仔細(xì)閱讀《知情同意書》，如同意《知情同意書》的內(nèi)容，則請翻頁完成問卷填寫；如不同意，可退出作答。注意：如果問卷后臺能采集到您的數(shù)據(jù)，則默認(rèn)為您同意《知情同意書》的全部內(nèi)容。問卷填寫結(jié)束后，被試領(lǐng)取隨機(jī)紅包以作酬勞。此外，本研究內(nèi)容與程序均符合倫理學(xué)標(biāo)準(zhǔn)，已獲得廣東技術(shù)師范大學(xué)教育科學(xué)學(xué)院倫理審查委員會批準(zhǔn)備案。

表1 時(shí)間流逝體驗(yàn)探索性因子分析（樣本一，n=964）

(二)結(jié)構(gòu)效度

2.探索性因素分析

表2 驗(yàn)證性因素分析結(jié)果（樣本二，n=1692）

鑒于以往調(diào)查表明：時(shí)間流逝感會受性別、年級及專業(yè)的影響[4]，加之，本研究被試人數(shù)在這些人口學(xué)變量上的分布存在顯著差異(卡方檢驗(yàn)結(jié)果，見表3)，因此，對樣本二的數(shù)據(jù)進(jìn)行測量不變量性檢驗(yàn)(或等值性檢驗(yàn))，具體包括形態(tài)等值、弱等值(負(fù)荷等值)、強(qiáng)等值(尺度等值)與嚴(yán)格等值檢驗(yàn)。如表4 所示，等值檢驗(yàn)結(jié)果支持《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》的二維測量結(jié)構(gòu)在性別、年級和專業(yè)上的形態(tài)等值。與此同時(shí)，負(fù)荷等值、尺度等值與嚴(yán)格等值也均得到支持，CFI 和RMSEA 的變化量沒有超過建議的臨界值[30-31]。值得注意的是，性別的嚴(yán)格等值檢驗(yàn)結(jié)果(ΔCFI)為0.015，鑒于這一差值處于0.01-0.02 之間，應(yīng)該考慮可能存在模型差異[32]。

表3 被試人數(shù)在各人口學(xué)變量上的差異檢驗(yàn)（樣本二，n=1692）

表4 測量不變性檢驗(yàn)結(jié)果（樣本二，n=1692）

(三)信度分析

信度分析結(jié)果顯示：時(shí)間流逝體驗(yàn)總問卷及各維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.889、0.883、0.826。時(shí)間流逝體驗(yàn)總問卷及各維度的分半信度分別為0.752、0.878、0.787。

(四)時(shí)間流逝體驗(yàn)的潛在剖面分析

以《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》各條目得分為外顯變量，建立潛在剖面模型。在LPA 中，AIC 和BIC 越低，Entropy 越高，且LMRT 和BLRT 達(dá)到顯著，模型擬合度就越高，模型就更優(yōu)[28]。根據(jù)不同類別的潛在剖面分析擬合指數(shù)結(jié)果(見表5)，雖然“五類別模型”的AIC、BIC、aBIC 均低于其他4 個(gè)類別模型，LMRT 和BLRT 也均顯著，但“五類別模型”中有2 個(gè)子類別的被試人數(shù)小于總?cè)藬?shù)的5%(85 人)，不甚理想?！八念悇e模型”存在同樣的問題?！叭悇e模型”雖然人數(shù)符合要求，但Entropy 值偏小，也不甚理想。綜合比較，“二類別模型”的擬合指數(shù)最優(yōu)，因此，選擇二類別模型(具體參數(shù)見表5)。從圖1 可知，“二類別模型”的條目均值表現(xiàn)出明顯不同的特征：類別C1在“積極思維體驗(yàn)維度”各條目上的條

圖1 時(shí)間流逝體驗(yàn)潛在剖面分析圖

表5 五種剖面分析模型的擬合指數(shù)（樣本二，n=1692）

件均值得分普遍在3 左右，在“消極情緒體驗(yàn)維度”各條目上的得分普遍低于3，故命名為“中積極思維—低消極情緒體驗(yàn)類型”，這一類別的人數(shù)占所有被試的35.34%。類別C2在“積極思維體驗(yàn)維度”各條目的條件均值得分居高(6 個(gè)條目的條件均值高于或接近于4)，而在“消極情緒體驗(yàn)維度”各條目上的條件均值得分普遍在3 左右，故命名為“高積極思維—低中消極情緒體驗(yàn)類型”，這一類別的人數(shù)占所有被試的64.66%。

為了比較不同時(shí)間流逝體驗(yàn)類型大學(xué)生在體驗(yàn)特征上的差異，也一并檢驗(yàn)分類的有效性，以“體驗(yàn)類型”為自變量，分別以“積極思維體驗(yàn)維度分”“消極情緒體驗(yàn)維度分”與“時(shí)間流逝體驗(yàn)總分”為因變量，進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果如表6 所示，不論是在兩個(gè)子維度總分上，還是在時(shí)間流逝體驗(yàn)量表總分上，兩個(gè)不同流逝體驗(yàn)類型均存在顯著差異。以“體驗(yàn)類型”為組間變量，以“體驗(yàn)維度”為組內(nèi)變量，進(jìn)行兩因素重復(fù)測量方差分析，結(jié)果顯示：體驗(yàn)類型主效應(yīng)顯著(F=2283.25，P＜0.001)，體驗(yàn)維度主效應(yīng)顯著(F=42821.61，P＜0.001)；類型與維度的交互作用也顯著(F=803.97，P＜0.001)。進(jìn)一步的簡單效應(yīng)分析表明：在兩個(gè)時(shí)間流逝體驗(yàn)類型上，積極思維體驗(yàn)強(qiáng)度均高于消極情緒體驗(yàn)強(qiáng)度(MDclass1=22.13，P＜0.001；MDclass2=16.79，P＜0.001)；在兩個(gè)體驗(yàn)維度上，類別1 的得分均顯著低于類別2(MD積極思維=-8.34，P＜0.001；MD消極情緒=-3.01，P＜0.001)，這一結(jié)果也體現(xiàn)在圖1 不同線條的走勢上。

表6 不同時(shí)間流逝體驗(yàn)類型大學(xué)生的流逝體驗(yàn)強(qiáng)度比較

為了比較不同類型時(shí)間流逝體驗(yàn)大學(xué)生在性別、年級與專業(yè)上的人數(shù)分布是否存在顯著差異，進(jìn)行“性別與類別”“年級與類別”“專業(yè)與類別”的列聯(lián)表卡方檢驗(yàn)。結(jié)果表明：不同時(shí)間流逝體驗(yàn)類型的大學(xué)生在性別、專業(yè)上的人數(shù)分布沒有顯著差異，但是在年級上卻存在顯著差異(P＜0.05)（具體結(jié)果見表7）?？ǚ蕉嘀乇容^結(jié)果表明：大一和大二在體驗(yàn)類型的人數(shù)分布無顯著差異(P＞0.05)，大一和大三、大四在體驗(yàn)類型的人數(shù)分布有顯著差異(P＜0.05)。大二和大三、大四在體驗(yàn)類型的人數(shù)分布有顯著差異(P＜0.05)。大三和大四在體驗(yàn)類型的人數(shù)分布無顯著差異(P＞0.05)。

表7 不同性別、年級與專業(yè)大學(xué)生在不同流逝體驗(yàn)類型上的人數(shù)差異檢驗(yàn)

四、討論

本研究以認(rèn)知心理學(xué)經(jīng)典的“元認(rèn)知體驗(yàn)理論”為依據(jù)，探討了大學(xué)生時(shí)間流逝體驗(yàn)的內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)，具有開創(chuàng)意義。從心理發(fā)展的角度，大學(xué)生處于同一性發(fā)展中晚期，其對時(shí)間、自我與生命流逝的積極思考，對消極情緒的調(diào)節(jié)能力，皆存在較強(qiáng)的可塑性；時(shí)間流逝體驗(yàn)作為時(shí)間流逝元認(rèn)知活動(dòng)的中介要素，其能激活有關(guān)時(shí)間流逝的意識、調(diào)節(jié)對時(shí)間流逝的監(jiān)控，進(jìn)而強(qiáng)化時(shí)間價(jià)值觀與時(shí)間管理能力。此外，從心理健康的角度，鑒于情緒與思維均與時(shí)間認(rèn)知緊密相關(guān)[33]，一旦確定了時(shí)間流逝體驗(yàn)的結(jié)構(gòu)及其穩(wěn)定性，便可從時(shí)間流逝體驗(yàn)的角度研判個(gè)體的情緒狀態(tài)與思維特征，有助于發(fā)現(xiàn)和干預(yù)一些隱匿性強(qiáng)且難以評估的心理癥狀。

(一)大學(xué)生時(shí)間流逝體驗(yàn)內(nèi)涵與結(jié)構(gòu)的合理性

本研究自編問卷析出了時(shí)間流逝的“積極思維體驗(yàn)”與“消極情緒體驗(yàn)”兩個(gè)維度，這符合Flavell 提出的“元認(rèn)知體驗(yàn)理論”，即，體驗(yàn)包含思維體驗(yàn)與情緒體驗(yàn)[24]。與此同時(shí)，時(shí)間流逝體驗(yàn)的“消極情緒體驗(yàn)維度”也與前人[5]提出的時(shí)間流逝感的“情緒情感維度”一致。進(jìn)一步，本研究提出的“時(shí)間流逝體驗(yàn)”還從“思維體驗(yàn)”的角度拓展了原有“時(shí)間流逝感”的概念內(nèi)涵，這非常符合“時(shí)間流逝”作為一種觀念而存在的日常，更符合我國自古便有強(qiáng)調(diào)時(shí)間流逝的意識形態(tài)[21]。本研究析出的“時(shí)間流逝情緒體驗(yàn)維度”與“時(shí)間流逝思維體驗(yàn)維度”分別隸屬于“情緒”與“認(rèn)知”范疇。情緒與認(rèn)知是心理學(xué)包羅萬象的兩大基本范疇，也是心理學(xué)亙古不變的兩大研究主題。情緒是人類認(rèn)知的動(dòng)力系統(tǒng)，而認(rèn)知?jiǎng)t是情緒的工具系統(tǒng)，兩者既相互區(qū)分，又相互影響。就“時(shí)間流逝情緒體驗(yàn)”而言，其會為個(gè)體有關(guān)時(shí)間流逝的思維提供動(dòng)力，不斷強(qiáng)化個(gè)體對“時(shí)間流逝”進(jìn)行審視與思考，進(jìn)而促進(jìn)“時(shí)間流逝價(jià)值觀”的形成與發(fā)展；而就“時(shí)間流逝思維體驗(yàn)”而言，其會誘發(fā)個(gè)體不同朝向與不同程度的時(shí)間流逝情緒情感，進(jìn)而形成不同向度與力度的情緒調(diào)節(jié)動(dòng)能?？傮w而言，時(shí)間流逝體驗(yàn)的“思維體驗(yàn)”偏向積極(由具體條目可知)，“情緒體驗(yàn)”偏負(fù)性；而且思維體驗(yàn)強(qiáng)度較情緒體驗(yàn)強(qiáng)度更大。這一結(jié)論體現(xiàn)在：第一，探索性因素分析得出的各維度條目數(shù)量。在編制初始問卷時(shí)，情緒體驗(yàn)與思維體驗(yàn)兩個(gè)維度的條目數(shù)量差別不大，但經(jīng)探索后發(fā)現(xiàn)，思維體驗(yàn)保留的條目是情緒體驗(yàn)的兩倍。第二，潛在剖面分析結(jié)果。不論是哪一個(gè)類別，“積極思維體驗(yàn)維度”所有條目的條件均值均顯著高于“消極情緒體驗(yàn)維度”所有條目的條件均值。值得注意的是，“積極思維體驗(yàn)維度”的條目涵蓋的內(nèi)容較廣，涉及自我、當(dāng)下、細(xì)節(jié)、生活狀態(tài)、人際關(guān)系和“過去—現(xiàn)在—未來”時(shí)間觀等內(nèi)容，這從側(cè)面印證了本研究所提出的“時(shí)間流逝體驗(yàn)”也不是“對時(shí)間流逝得快慢的簡單性認(rèn)知判斷”，而是一種復(fù)合心理表征[15]。

濾波器原型的頻率響應(yīng)特性主要由半波長諧振器的長度和加載枝節(jié)線的長度決定。為了驗(yàn)證以上的分析,本文利用HFSS軟件對濾波器的傳輸特性進(jìn)行了計(jì)算機(jī)全波電磁仿真。如圖4(a)所示,通過改變短路枝節(jié)線的長度L2,濾波器第1通帶的中心頻率可以獲得較大范圍的改變,與此同時(shí),濾波器第2通帶的中心頻率保持不變,第3和第4通帶的中心頻率有微小的變化。圖4(b)和圖4(c)顯示出L3和L4對第3通帶的頻率有明顯的影響,而對第4通帶的頻率影響較小。從圖4(d)可知,L5對第4通帶的頻率有明顯的影響,而對其他頻率幾乎沒有任何影響。

(二)大學(xué)生時(shí)間流逝體驗(yàn)量表的信效度良好

國內(nèi)現(xiàn)存的、有關(guān)時(shí)間流逝感知的標(biāo)準(zhǔn)化量表以余習(xí)德等人于2017 年編制的《時(shí)間流逝感量表》為主[15]，該量表旨在從情緒情感、生理易感性與行為反應(yīng)傾向三個(gè)維度來考察個(gè)體對時(shí)間流逝的意識強(qiáng)度。雖然該量表的開發(fā)過程規(guī)范科學(xué)，亦具有首創(chuàng)意義，但在實(shí)際應(yīng)用中發(fā)現(xiàn)：第一，該量表所依附的理論構(gòu)念——時(shí)間流逝感——存在“指向不明”的問題，到底是在界定個(gè)體對時(shí)間流逝的認(rèn)知反應(yīng)？還是在界定個(gè)體對時(shí)間流逝的情緒與生理反應(yīng)？又或是在界定個(gè)體對時(shí)間流逝的行為表現(xiàn)？第二，該量表的維度設(shè)置缺乏具體的理論支撐，以至于維度之間的邏輯關(guān)聯(lián)性與層次性有所欠缺。第三，該量表的結(jié)構(gòu)在不同人群中不穩(wěn)定[14]。針對該量表存在的上述問題，本研究將視野聚焦于“時(shí)間流逝體驗(yàn)”，并以美國認(rèn)知心理家Flavell 的“元認(rèn)知體驗(yàn)”為理論依據(jù)，對以往“時(shí)間流逝感”的測評工具進(jìn)行了優(yōu)化與拓展，結(jié)果頗為理想。具體表現(xiàn)在：第一，《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》所依附的構(gòu)念被質(zhì)性與量化研究結(jié)果所證實(shí)。第二，自編的《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》信度較好。第三，《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》的效度也較好，二因素結(jié)構(gòu)明顯好于單因素，這印證了Flavell 早前提出的元認(rèn)知體驗(yàn)雙因素理論[24-25]。第四，《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》在性別、年級與專業(yè)上均存在形態(tài)、弱與強(qiáng)等值性，在年級與專業(yè)上也存在嚴(yán)格等值性，這在一定程度上規(guī)避了《時(shí)間流逝感量表》所面臨的結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定性問題。值得注意的是，《時(shí)間流逝體驗(yàn)量表》在性別上可能不存在“嚴(yán)格等值性”。一方面，學(xué)界更強(qiáng)調(diào)形態(tài)、弱等值與強(qiáng)等值三種測量不變性檢驗(yàn)[31]；另一方面，本研究男女人數(shù)差異較大，這也許是“性別嚴(yán)格等值性”不成立的原因之一，未來需盡可能平衡被試人數(shù)在性別上的分布。

(三)大學(xué)生時(shí)間流逝體驗(yàn)的不同類型及分布情況

本研究潛在剖面分析結(jié)果表明：存在兩類時(shí)間流逝體驗(yàn)大學(xué)生，即，C1中積極思維—低消極情緒體驗(yàn)型和C2高積極思維—中消極情緒體驗(yàn)型。除了潛在剖面分析的擬合指數(shù)在兩類別上最優(yōu)外，以類型為自變量，以積極思維體驗(yàn)維度分、消極情緒體驗(yàn)維度分及時(shí)間流逝體驗(yàn)總分為因變量的獨(dú)立樣本t 檢驗(yàn)結(jié)果表明：兩個(gè)類別在所有因變量上均存在顯著差異，且效應(yīng)量較大，這說明類別劃分有效。此外，通過描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果或圖1 不難發(fā)現(xiàn)：C1類在積極思維體驗(yàn)條目上的條件均值大多在“3”左右，在消極情緒體驗(yàn)條目上的條件均值大都低于“3”，因此，可被視為是“中積極思維—低消極情緒體驗(yàn)型”。C2類在積極思維體驗(yàn)條目上的條件均值大都接近甚至超過“4”，且在消極情緒體驗(yàn)條目上的條件均值大都在“3”左右，因此，可被視為“高積極思維—中消極情緒體驗(yàn)型”。進(jìn)一步，通過兩因素重復(fù)測量方差分析發(fā)現(xiàn)：在不同類型時(shí)間流逝體驗(yàn)個(gè)體之間，積極思維體驗(yàn)存在顯著的類別差異，類別2 的積極思維體驗(yàn)顯著高于類別1，因此，在“類型”的前半段命名上，分別命名為“高積極思維”與“中積極思維”是合理有效的。消極情緒體驗(yàn)也存在顯著的類別差異(類別1 的情緒體驗(yàn)顯著低于類別2)，因此，將類別1 和類別2 的后半段分別命名為“低消極情緒”與“中消極情緒”也是合理有效的。從圖1不難看出：第一，無論是在積極思維體驗(yàn)上，還是在消極情緒體驗(yàn)上，C2類都要高過C1類一個(gè)量級，這說明C2類人群的體驗(yàn)強(qiáng)度是全方位超越C1類的。第二，在同一個(gè)類別內(nèi)(無論C1還是C2)，積極思維體驗(yàn)均高于消極情緒體驗(yàn)，由此說明，“思維體驗(yàn)”在時(shí)間流逝體驗(yàn)中占據(jù)主導(dǎo)地位。

實(shí)驗(yàn)組患者不良反應(yīng)發(fā)生率為98.00%、治療效果為96.00%,參照組患者不反應(yīng)發(fā)生率為80.00%、治療效果為60.00%,組間差異明顯,P<0.05,存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,詳見表1。

本研究發(fā)現(xiàn)兩類流逝體驗(yàn)大學(xué)生的人數(shù)在年級上的分布存在顯著差異。從人數(shù)占比不難看出：大一中，類別2 的學(xué)生占比要顯著高于大三、大四；大二中，類別2 學(xué)生占比要顯著高于大三、大四，可能是因?yàn)椋旱谝?，如? 所示，被試人數(shù)本身就存在年級差異。第二，時(shí)間流逝體驗(yàn)的不同類型可能會隨著時(shí)間的變化而變化，因此，未來有必要使用類似于潛在轉(zhuǎn)換分析的方法技術(shù)或開展追蹤研究予以探討。值得注意的是，以往研究均證實(shí)了時(shí)間流逝