中國(guó)大學(xué)生道德推脫的變遷：橫斷歷史研究與追蹤研究的證據(jù)

金童林,徐明爽,烏云特娜，3*

(1.內(nèi)蒙古師范大學(xué) 心理學(xué)院,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022;2.內(nèi)蒙古高校人文社科重點(diǎn)研究基地心理健康教育研究與服務(wù)基地,內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022；3.內(nèi)蒙古大學(xué) 交通學(xué)院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010022)

0 引言

道德推脫是指?jìng)€(gè)體在日常生活中出現(xiàn)不道德行為時(shí)為自己開(kāi)脫罪責(zé)的認(rèn)知傾向，這種認(rèn)知傾向會(huì)使自己的心理負(fù)擔(dān)最小，并為自己的不道德行為進(jìn)行各種認(rèn)知上的合理化，進(jìn)而最大程度地減少自身在不道德行為中所產(chǎn)生不良后果的責(zé)任以及對(duì)受害者痛苦的認(rèn)同[1-2]。道德推脫有效解釋了現(xiàn)實(shí)生活中個(gè)體在道德上的知行分離[2]。有研究顯示，道德推脫是個(gè)體非適應(yīng)性行為出現(xiàn)的主要心理機(jī)制，是解釋個(gè)體攻擊行為[3-5]、網(wǎng)絡(luò)攻擊行為[6-7]、網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)行為[8-9]、網(wǎng)絡(luò)偏差行為[10]、犯罪行為[11]等的核心機(jī)制。并且道德推脫作為個(gè)體道德機(jī)制的離心力，在不同程度上也可反映個(gè)體的道德素質(zhì)水平，也是衡量個(gè)體道德水準(zhǔn)高低的主要指標(biāo)[1]。按照“滑坡效應(yīng)”觀點(diǎn)，個(gè)體不道德程度會(huì)出現(xiàn)時(shí)間的累積效應(yīng)，從最開(kāi)始看似沒(méi)有違反道德標(biāo)準(zhǔn)的“小惡”逐漸積累成危害性越來(lái)越大的“大惡”，而個(gè)體在出現(xiàn)“大惡”的行為后，仍然不認(rèn)為自己的行為是錯(cuò)誤的，在此過(guò)程中，道德推脫是滑坡效應(yīng)的主要心理機(jī)制[12-14]。即道德推脫水平高的個(gè)體，可能會(huì)隨著時(shí)間的增加表現(xiàn)出各類越軌行為，甚至犯罪行為。對(duì)大學(xué)生而言，高道德推脫水平不僅不利于其身心健康的正常發(fā)展，也不利于未來(lái)國(guó)家和社會(huì)的穩(wěn)定團(tuán)結(jié)，故考察國(guó)內(nèi)大學(xué)生整體道德推脫的現(xiàn)狀、變遷及發(fā)展趨勢(shì)十分必要。

近10年來(lái)，關(guān)于道德推脫的研究大多集中在兩個(gè)方面：1)大學(xué)生道德推脫的現(xiàn)狀特點(diǎn)和性別差異(橫斷研究方面)。如方力的研究認(rèn)為，我國(guó)大學(xué)生道德推脫水平較低，大學(xué)生最喜歡的道德推脫機(jī)制是責(zé)備歸因等[15]，李泓燕的研究認(rèn)為，道德推脫具有顯著的性別差異[16]，而Mazzone等[17]卻認(rèn)為道德推脫不具有性別差異。2)道德推脫是偏差行為的認(rèn)知前因(縱向研究方面)。如道德推脫不僅可以在時(shí)間先后上顯著預(yù)測(cè)青少年主動(dòng)性防御行為[18]、內(nèi)化行為[19]、欺負(fù)行為和受欺負(fù)行為[20]等，并且基于網(wǎng)絡(luò)心理學(xué)的研究也表明，道德推脫可以顯著預(yù)測(cè)初中生網(wǎng)絡(luò)欺負(fù)行為的初始水平和變化速率等[21]。然而，這些研究卻存有以下不足：1)都是在不同的時(shí)段和不同的地區(qū)的橫斷取樣，無(wú)法從時(shí)間關(guān)系上說(shuō)明我國(guó)大學(xué)生整體道德推脫的歷史變遷狀況，無(wú)法從這些孤立的橫斷取樣來(lái)推演我國(guó)大學(xué)生道德推脫的變化趨勢(shì)，即無(wú)法衡量我國(guó)大學(xué)生道德水平的高低；2)雖有一些追蹤研究探討了道德推脫與非適應(yīng)性行為間的邏輯關(guān)系，但這些研究的側(cè)重點(diǎn)在于非適應(yīng)性行為，而非道德推脫，故從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)對(duì)道德推脫系統(tǒng)的考察不足，無(wú)法從實(shí)證的角度給出大學(xué)生道德推脫真實(shí)的變化軌跡。因此，目前此類研究還難以準(zhǔn)確地站在宏觀的角度來(lái)整體揭示我國(guó)大學(xué)生道德推脫的真實(shí)水平及性別差異及其整體的縱向發(fā)展趨勢(shì)。

基于此，本研究主要考察了兩個(gè)方面的問(wèn)題：1)擬采用橫斷歷史研究的方法考察近10年以來(lái)我國(guó)大學(xué)生群體道德推脫水平隨年代的變化趨勢(shì)，并采用一般元分析的方法來(lái)考察男女大學(xué)生群體的道德推脫水平得分是否有整體的性別差異；2)擬采用追蹤的研究方法考察大學(xué)生道德推脫在為期4個(gè)月的變化軌跡及性別差異，以期為我國(guó)大學(xué)生群體道德推脫水平整體的變遷趨勢(shì)提供進(jìn)一步的實(shí)證支持。

1 研究1

1.1 研究對(duì)象

在諸多的中、外文數(shù)據(jù)庫(kù)(如中國(guó)知網(wǎng)、維普資訊、萬(wàn)方數(shù)據(jù)庫(kù)、讀秀、Web of Science核心合集、Springer online journals、Science direct等)中，以“大學(xué)生”“道德推脫”“道德脫離”“Moral disengagement”“College students”等關(guān)鍵的中、英文詞匯進(jìn)行交叉檢索并下載。通過(guò)篩選，共有41篇文獻(xiàn)符合本次橫斷歷史研究的標(biāo)準(zhǔn)，這些文獻(xiàn)發(fā)表時(shí)間分布在2010—2020年間。根據(jù)以往的研究，符合篩選的文獻(xiàn)必須具備如下要求：研究工具是《中文版道德推脫問(wèn)卷》；研究對(duì)象是中國(guó)大陸的大學(xué)生群體；相同作者用同一批數(shù)據(jù)的，則選最早的一篇；研究報(bào)告了大學(xué)生道德推脫的基本信息(如均值、標(biāo)準(zhǔn)差、樣本量等)。本研究中，除在文獻(xiàn)中特別注明數(shù)據(jù)的收集年代的文獻(xiàn)外，其它文獻(xiàn)的數(shù)據(jù)收集年代計(jì)算均為文獻(xiàn)發(fā)表年代減去2年。因此，本研究的年代范圍在2008—2018年之間，共10年。這些研究的被試共23 448人，其中，男生10 015人，女生13 433人，平均年齡為20.50周歲。具體見(jiàn)表1。

表1 我國(guó)大學(xué)生道德推脫文獻(xiàn)分布情況Tab.1 Distribution of moral disengagement study samples

1.2 研究工具

采用王興超、楊繼平修訂的《中文版道德推脫問(wèn)卷》[22]。該問(wèn)卷共26個(gè)條目，采用1(完全不同意)～5(完全同意)5點(diǎn)計(jì)分，無(wú)反向計(jì)分條目，問(wèn)卷包含了道德辯護(hù)、委婉標(biāo)簽、有利比較、責(zé)任轉(zhuǎn)移、責(zé)任分散、忽視或扭曲結(jié)果、非人性化、責(zé)備歸因8個(gè)維度，被試得分越高，說(shuō)明其道德推脫水平越高。由于納入到元分析中的文獻(xiàn)有很大一部分沒(méi)有詳細(xì)報(bào)告道德推脫這8個(gè)維度的均分，故這部分文獻(xiàn)達(dá)不到元分析文獻(xiàn)指標(biāo)的要求。為此，本研究擬采用道德推脫的均分作為研究指標(biāo)，對(duì)各維度的均分不再進(jìn)一步分析。

1.3 統(tǒng)計(jì)方法

(1)

(2)

d=(M男-M女)/SD

(3)

(4)

式中：ne代表男生的樣本量，nc代表女生的樣本量；Se代表男生樣本的標(biāo)準(zhǔn)差，Sc代表女生樣本的標(biāo)準(zhǔn)差，SD代表兩組的合成標(biāo)準(zhǔn)差；M代表男女組大學(xué)生道德推脫的均值；Wi代表各研究的權(quán)數(shù)；Ni代表各研究的樣本量；d代表每一篇文獻(xiàn)的效果量。

1.4 結(jié)果與分析

1.4.1 大學(xué)生道德推脫的變遷趨勢(shì)

為考察大學(xué)生道德推脫隨年代的整體變化趨勢(shì)，以年代為橫坐標(biāo)，大學(xué)生道德推脫均值為縱坐標(biāo)繪制散點(diǎn)圖(圖1)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生道德推脫均值隨年代的遞增而出現(xiàn)遞減趨勢(shì)。同時(shí)，進(jìn)一步采用積差相關(guān)和線性回歸分析檢驗(yàn)?zāi)甏c大學(xué)生道德推脫的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，將樣本量加權(quán)后，大學(xué)生道德推脫與年代呈顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.15,P<0.001)，年代對(duì)大學(xué)生道德推脫具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用(β非標(biāo)準(zhǔn)化=-0.02,SE=0.001,t=-22.74,P<0.001)。為進(jìn)一步說(shuō)明大學(xué)生道德推脫近10年的變化趨勢(shì)，以效果量d和解釋率r2來(lái)衡量這種變化[23-24]。按照以往橫斷歷史研究的方法，以年代作為自變量，大學(xué)生道德推脫均值作為因變量并將樣本加權(quán)后進(jìn)行線性回歸分析。結(jié)果表明(表2)，近10年以來(lái)，大學(xué)生道德推脫均分下降了0.20，年代的效果量為-0.57，年代約能解釋道德推脫均值變異的7%，屬于中效應(yīng)[25]。因此，總體來(lái)看，2008—2018年，我國(guó)大學(xué)生道德推脫是逐年下降的，且下降的速率較慢。

表2 大學(xué)生道德推脫隨年代的變化量Tab.2 Magnitude changes with year of moral disengagement

圖1 2008—2018年大學(xué)生道德推脫的整體變化趨勢(shì)Fig.1 Changes in Chinese college students' total moral disengagement score from 2008 to 2018

1.4.2 大學(xué)生道德推脫的性別差異

為說(shuō)明不同性別的大學(xué)生道德推脫隨年代的變化量，對(duì)不同性別的大學(xué)生道德推脫均值隨年代變化的趨勢(shì)在樣本量加權(quán)后進(jìn)行回歸分析，并用d進(jìn)行說(shuō)明(表3)。結(jié)果表明：年代對(duì)男大學(xué)生道德推脫具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用(β非標(biāo)準(zhǔn)化=-0.08,SE=0.001,t=-70.71,P<0.001)；年代對(duì)女大學(xué)生道德推脫具有負(fù)向預(yù)測(cè)作用(β非標(biāo)準(zhǔn)化=-0.06,SE=0.001,t=-53.29,P<0.001)；男大學(xué)生道德推脫在10年變遷的效果量d為-1.68，女大學(xué)生的d為-1.34，大學(xué)生道德推脫性別差異的平均效果量為0.88，均屬于大效應(yīng)[25]。因此，可以認(rèn)為，近10年以來(lái)，大學(xué)生道德推脫整體性別差異明顯，男大學(xué)生下降的速率更快。

表3 不同性別大學(xué)生道德推脫隨年代的變化表Tab.3 Magnitude changes with year of moral disengagement in different gender

2 研究2

2.1 研究對(duì)象

2.2 研究工具

同1.2。在4次的追蹤過(guò)程中，研究問(wèn)卷整體的Cronbach'α系數(shù)在0.91～0.96之間。同時(shí)，驗(yàn)證性因素表明，研究問(wèn)卷在4次追蹤過(guò)程中具有較高的結(jié)構(gòu)效度(χ2/df1=3.95,TLI1=0.90,CFI1=0.92,RMSEA1=0.05;χ2/df2=5.09,TLI2=0.90,CFI2=0.92,RMSEA2=0.06;χ2/df3=4.56,TLI3=0.92,CFI3=0.93,RMSEA3=0.05;χ2/df4=4.98,TLI4=0.92,CFI4=0.93,RMSEA4=0.05)。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

采用Mplus 8.3進(jìn)行潛增長(zhǎng)模型的檢驗(yàn)。潛增長(zhǎng)模型由截距和斜率2個(gè)發(fā)展因子進(jìn)行估計(jì)，截距的均值反應(yīng)的是大學(xué)生道德推脫的平均水平，截距的方差反應(yīng)的是個(gè)體初始水平的變異程度；斜率的均值反應(yīng)的是大學(xué)生道德推脫的平均變化速率，斜率的變異反應(yīng)的是變化速度。與此同時(shí)，本研究構(gòu)建了條件模型來(lái)考察性別對(duì)大學(xué)生道德推脫發(fā)展參數(shù)的影響，即考察大學(xué)生道德推脫發(fā)展軌跡的性別差異。另外，由于本研究所使用的問(wèn)卷均為自我報(bào)告法，可能會(huì)導(dǎo)致共同方法偏差的出現(xiàn)，故本研究對(duì)4次追蹤的原始數(shù)據(jù)分別進(jìn)行了Harman單因子檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，4次追蹤的結(jié)果分別有5個(gè)、4個(gè)、4個(gè)、4個(gè)，特征值大于1的公共因子被提出，且第1個(gè)公共因子的解釋率分別為8.50%、10.92%、12.72%、13.30%，這均小于40%的標(biāo)準(zhǔn)[27]。因此，本研究在4次測(cè)量中均不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

2.4 結(jié)果與分析

2.4.1 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

對(duì)大學(xué)生道德推脫得分在4個(gè)時(shí)間點(diǎn)上進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析(表4)。結(jié)果表明：大學(xué)生道德推脫在T1～T4時(shí)間點(diǎn)上兩兩相關(guān)顯著，相關(guān)系數(shù)在0.53～0.76之間(均P<0.01)；通過(guò)對(duì)大學(xué)生道德推脫得分的均值變化可知，相鄰2次測(cè)量間道德推脫均值下降幅度為0.09、0.12、0.05。因此，初步可以判斷，大學(xué)生道德推脫在4次測(cè)量過(guò)程中整體呈逐漸下降趨勢(shì)。

表4 各時(shí)段的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣Tab.4 Descriptive statistical results and correlation analysis at T1 ～ T4 time points

2.4.2 大學(xué)生道德推脫的縱向變化趨勢(shì)

為進(jìn)一步考察大學(xué)生道德推脫的下降趨勢(shì)，采用了無(wú)條件線性潛增長(zhǎng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。在該模型中，將所有截距載荷固定為1，考慮到每次測(cè)量的時(shí)間間隔都是相等的，故將斜率載荷分別固定為0、1、2、3。結(jié)果顯示：大學(xué)生道德推脫的無(wú)條件線性增長(zhǎng)模型擬合良好(χ2/df=4.48,TLI=0.98,CFI=0.98,RMSEA=0.05)；大學(xué)生道德推脫的斜率及其變異均顯著(β=-0.09,t=-20.16,P<0.001;σ2=0.016,t=7.03,P<0.001)，截距及其變異均顯著(β=1.92,t=155.24,P<0.001;σ2=0.17,t=19.50,P<0.001)。說(shuō)明大學(xué)生道德推脫整體呈顯著的線性下降趨勢(shì)，且道德推脫得分高的個(gè)體下降速度比較緩慢。

2.4.3 大學(xué)生道德推脫的性別差異

為進(jìn)一步考察大學(xué)生道德推脫發(fā)展軌跡的性別差異，采用了時(shí)間不變協(xié)變量線性潛增長(zhǎng)模型進(jìn)行性別差異的檢驗(yàn)(圖2、圖3)。結(jié)果顯示：模型的擬合良好(χ2/df=3.77,TLI=0.98,CFI=0.99,RMSEA=0.04)；大學(xué)生道德推脫初始水平的性別差異不顯著(β=-0.02,t=-0.76,P=0.448)；大學(xué)生道德推脫變化速率的性別差異顯著(β=-0.07,t=-2.03,P=0.042)，男大學(xué)生道德推脫下降速率快于女大學(xué)生(β女=-0.08,t=-11.52,P<0.001;σ女2= 0.02,t=4.68,P<0.001;β男=-0.10,t=-17.16,P<0.001;σ男2=0.01,t=5.76,P<0.001)。

圖2 性別對(duì)道德推脫發(fā)展參數(shù)影響的增長(zhǎng)趨勢(shì)圖Fig.2 The effect of gender on moral disengagement' development parameter model

圖3 不同性別大學(xué)生道德推脫得分的發(fā)展軌跡圖Fig.3 The developmental trajectories score of moral disengagement between different gender

3 討論

3.1 我國(guó)大學(xué)生群體道德推脫水平整體的變遷趨勢(shì)

本研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)大學(xué)生道德推脫水平整體上隨年代的變化而出現(xiàn)遞減的趨勢(shì)，遞減的趨勢(shì)比較緩慢，且年代對(duì)大學(xué)生道德推脫具有顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用。作為個(gè)體各類偏差行為表達(dá)的認(rèn)知前因，道德推脫水平的下降對(duì)于不良行為的弱化具有很好的抑制作用。從宏觀層面來(lái)講，說(shuō)明我國(guó)大學(xué)生道德素質(zhì)水平在近10年的變遷中逐步在提高，反襯了我國(guó)高等教育機(jī)構(gòu)在10年變遷中對(duì)大學(xué)生道德素質(zhì)要求的提高，高校更加注重培育新時(shí)代大學(xué)生道德意識(shí)，更加注重培養(yǎng)大學(xué)生樹(shù)立社會(huì)主義核心價(jià)值觀。同時(shí)，這也說(shuō)明了我國(guó)法律制度也在逐漸完善，大學(xué)生普法用法知識(shí)得到了普及。當(dāng)大學(xué)生道德推脫水平升高時(shí)，他們可以對(duì)引發(fā)的行為所產(chǎn)生的后果進(jìn)行利弊分析，能克制認(rèn)知沖動(dòng)，從而減少非適應(yīng)性行為的發(fā)生。從微觀層面來(lái)講，本研究的結(jié)果說(shuō)明我國(guó)大學(xué)生道德推脫的累積并沒(méi)有出現(xiàn)“滑坡效應(yīng)”，這從側(cè)面反映出我國(guó)大學(xué)生心理健康水平一直在提升的事實(shí)。整體上來(lái)看，我國(guó)大學(xué)生道德水準(zhǔn)是比較高的，大學(xué)生的道德向心力大于離心力，他們能克制沖動(dòng)情緒，能很好地約束自己的行為，能對(duì)自己和他人負(fù)責(zé)。同時(shí)，本研究的追蹤結(jié)果還表明，大學(xué)生道德推脫得分的截距和斜率均顯著，這說(shuō)明大學(xué)生道德推脫水平在逐步降低，這個(gè)結(jié)果與本研究的橫斷歷史研究的結(jié)果遙相呼應(yīng)。另外，關(guān)于我國(guó)大學(xué)生攻擊性水平的橫斷歷史研究表明，我國(guó)大學(xué)生攻擊性水平在近10年的社會(huì)變遷中呈逐年下降的趨勢(shì)[28]，與本研究的結(jié)果相吻合，說(shuō)明大學(xué)生道德推脫下降時(shí)，大學(xué)生非適應(yīng)性行為產(chǎn)生的認(rèn)知心理能量就被削弱，道德離心力減小，進(jìn)而可以抑制攻擊行為的出現(xiàn)，這同時(shí)也給道德推脫的社會(huì)認(rèn)知觀點(diǎn)又增添了新證據(jù)[1]。

3.2 我國(guó)大學(xué)生群體道德推脫水平整體變遷的性別差異討論

本研究的橫斷歷史結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)男大學(xué)生道德推脫在10年的社會(huì)變遷中下降的速度快于女大學(xué)生，且男女大學(xué)生道德推脫的性別差異屬于大效應(yīng)，同時(shí)，本研究的追蹤結(jié)果也證明了這一結(jié)果。在為期4個(gè)月的測(cè)量中，我國(guó)大學(xué)生道德推脫下降速率的性別差異顯著，且男大學(xué)生下降速率快于女大學(xué)生，該結(jié)論與國(guó)內(nèi)外有關(guān)攻擊性水平的有關(guān)研究相對(duì)一致[28-29]，同時(shí)也證實(shí)了道德推脫是個(gè)體攻擊行為產(chǎn)生的認(rèn)知因素[2]。男性在遇到挑釁刺激時(shí)，他們的認(rèn)知加工更偏向于理性思維，即使他們的沖動(dòng)水平急劇升高，攻擊性水平迅速增強(qiáng)，但他們依然還是會(huì)保持冷靜，進(jìn)一步地權(quán)衡攻擊行為產(chǎn)生所帶來(lái)的各種利弊，當(dāng)認(rèn)知加工結(jié)果是弊大于利時(shí)，男性會(huì)立即調(diào)整認(rèn)知策略，克制怒火，使自己的沖動(dòng)水平降低，行動(dòng)能力減弱，從而使道德推脫程度弱化，男性也會(huì)在短時(shí)間內(nèi)將道德推脫的向心力恢復(fù)到原狀。相反的，女性在遇到挑釁刺激時(shí)，她們的認(rèn)知加工更偏向于感性思維，這就會(huì)促使女性的道德推脫水平急劇升高，并且由于這種感性思維的作用，即使她們可以克制內(nèi)心的沖動(dòng)，但也在較短的時(shí)間內(nèi)無(wú)法理性思考，出現(xiàn)反芻思維，從而使其道德的離心力大于向心力，道德機(jī)制在短時(shí)間內(nèi)處于失效的狀態(tài)中。因此相對(duì)于男性，女性道德推脫下降的速率更為緩慢，其實(shí)是女性需要更多的時(shí)間進(jìn)行療愈，進(jìn)而使道德水準(zhǔn)恢復(fù)到相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，達(dá)到內(nèi)心道德標(biāo)準(zhǔn)的平衡。事實(shí)上，道德推脫不僅是大學(xué)生道德素質(zhì)的指標(biāo)，也是心理健康的指標(biāo)，當(dāng)大學(xué)生內(nèi)心的道德標(biāo)準(zhǔn)遭到破壞時(shí)，道德的離心力大于向心力，大學(xué)生的心理平衡就被打破，認(rèn)知、情緒和行為三者間就出現(xiàn)矛盾，進(jìn)而使大學(xué)生進(jìn)一步反思自身，重新建立新的適應(yīng)圖式，從而保證身心健康的正常發(fā)展。

3.3 不足與展望

本研究結(jié)合橫斷歷史研究和追蹤研究的方法，探討了近10年以來(lái)我國(guó)大學(xué)生道德推脫水平變遷的現(xiàn)狀，研究雖然得出了一些較有意義的結(jié)論，但依然存在兩方面的缺陷，有待于未來(lái)研究完善補(bǔ)充。一方面，局限于起初的研究設(shè)計(jì)，本研究沒(méi)有充分考慮到道德推脫的前因變量和后效變量，只單獨(dú)考慮大學(xué)生道德推脫水平的變化過(guò)程。換言之，道德推脫產(chǎn)生的原因是什么？道德推脫產(chǎn)生后與非適應(yīng)性行為間的衍變關(guān)系又會(huì)怎樣？這都有待于未來(lái)研究的深入探究。另一方面，局限于取樣的不可控因素，本研究的縱向研究為期只有4個(gè)月，這相對(duì)于橫斷歷史研究10年的跨度較為短暫，因而未來(lái)的研究可以考慮追蹤的時(shí)間更長(zhǎng)久些，以獲得更精確穩(wěn)定且生態(tài)效度更高的結(jié)論。