DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 调查区地质环境信息收集 为全面性的掌握调查区域的地质环境信息，本文调查采用了生态地质环境调查、物探、水文地质工程地质钻探、抽水试验等方法。首先：收集资料，其中钻孔资料20个，包括工程地质钻孔9个，地质环境监测孔1个，水文地质孔10个；其次：户外测量，其中包括1:5万区域地质调查200 km 2 ，物探点2000个，钻探2500 m，水质分析52件，土壤分析112件等。 4.1. 基础地质条件 4.1.1. 地形地貌 调查区及周边地形总趋势是北西部高，南东低，西北部地势起伏较大，东南部地势平缓。在山东省地貌分区属低山丘陵区和堆积平原区。根据地貌成因类型和地貌特点分为微切割–强剥蚀丘陵区、剥蚀平原区、冲积–海积平原区、海积平原区、剥蚀–海蚀平原区五种地貌类型亚区。 4.1.2. 土地类型 根据全国第二次土壤普查结果，日照涛雒段土壤类型主要有棕壤、潮土、盐土、水稻土、风砂土5类。 4.1.3. 植被分布 调查区植被属于暖温带落叶阔叶林区，且植被组成上次生现象明显。植被组成上主要有以松类、麻栎混交林、矮林和阔叶杂木林构成的天然次生林植被，以黄背草、野古草、胡技子、百里香、狗尾草、马唐草等构成的山丘稀树灌草丛类和山区农林隙地类草场植被。天然植被经过度采伐垦殖和滥牧已被人工植被所取代。据调查，日照地区现有林地面积达227万亩，森林覆盖率为32.6％。 4.2. 工程地质条件 4.2.1. 工程地质环境 调查区工程地质属于坚硬块状侵入岩类工程地质区，其主要问题：地形及基岩面起伏较大、切割较深、岩体易失稳崩落、危岩易产生崩塌、沿软弱结构面易产生滑塌。 4.2.2. 区域稳定性 调查区位于苏鲁造山带(I)胶南–荣成隆起区(II)胶南隆起区(III)胶南凸起(V)，自早元古代后期至新生代更新世以前一直处于缓慢、稳定的上升隆起状态。该地质构造单元内构造断裂带主要为日照–青岛断裂，自晚更新世以来，无活动迹象。 4.2.3. 断裂构造 青岛–日照断裂：在调查区主要出露地段为炕头–大屯，平台–琅墩坡，其它地段被第四系覆盖。该断裂总体走向40˚，断裂带内岩石破碎强烈，构造角砾岩、碎斑岩及断层泥发育，主断面镜面擦痕及阶步发育，带内局部充填有辉绿岩脉。根据断裂带内构造透镜体长轴与主断面呈斜交现象，推断该断裂为右行压扭性，且经历多期次活动。其形成年代为中生代末期。 4.2.4. 地震烈度 地震产生的地质背景是新构造运动，强震又发生在深大断裂带上，对调查区影响较大的断裂为沂沭断裂带。调查区西距沂沭断裂带约100 km，未发育发震断层，据地方志资料记载近500年以内以弱震～微震为主，没有发生过5级以上地震的记载，地壳稳定性较好。 4.3. 地质环境问题 4.3.1. 地面沉降 调查区主要包括砂性土、粘性土、特殊土。其中砂性土主要分布于调查区中部丘陵区，不具粘着性和塑性，但透水性极强，砂性土层是良好的含水层；粘性土主要分布在谷地及平原区，有较高的压缩性，较低的抗剪强度；特殊土主要分布于调查区东部近海洼地，大部为盐碱土、淤泥，属不稳定的不良地基，易发生不均匀沉降。 4.3.2. 海水入侵 日照国际海洋城规划范围位于涛雒镇沿海地段的区域，该区目前海水入侵主要沿巨峰河(在沿海则分为川子河、竹子河)两岸推进。根据山东省日照市地质环境监测站多年监测资料分析，海水入侵范围在该段主要为川子、涛雒、小刘庄、候家村、竹子河崖、庄家村、沙岭、东湖、韩家营子、东潘家村一带。通过视电阻率测深联合断面图可以看出，离海岸线大于1 km的陆地地段，海水沿第四系和基岩风化程度较高的地段入侵(图中红色曲线表示海水入侵在垂向上的厚度)。利用现有测深资料，结合前人工作成果，分析认为调查区地表–地下4 m海水入侵面积较大，4 m以下入侵面积减小，在−30 m时海水入侵只在海岸线附近，侵入内陆仅1 km，说明海水入侵与浅层地下淡水的过度开采有关。 4.3.3. 地质灾害 日照国际海洋城在临海生活带区南部，断续分布一层淤泥质黑色粘土，厚度4~6 m，工程地质条件差，易发生地面变形。 4.3.4. 地下水质量 根据含水层岩性及地下水类型将调查区划分为松散岩类孔隙水及基岩裂隙水两种类型，其水化学类型分为6类，以重碳酸–氯化物型水(氯化物–重碳酸型水)、氯化物型水为主，其次还有重碳酸–氯化物–碳酸型水、氯化物–硫酸根型水、硫酸根型水。 4.3.5. 土壤污染 本文调查共取土壤样112件，依据GB15618-1995《土壤环境质量标准》进行评价。从典型污染物质的空间分布特征看砷污染高值区分布在调查区的中西部及北部；镉污染高值区位于调查区的中西部；铬污染高值区位于调查区的西南和北部；汞污染有明显的分布中心，位于调查区的西北和东北部；铅的污染最为集中，中心在调查区中部；锌污染具有多个分布中心的特征，中心较为分散，存在于调查区的北部、西部、东部、东北部和中部的部分区域。综上所述，日照涛雒国际海洋城目前总体土壤环境质量优良，说明目前开发保护不错，但应继续加大保护力度，尤其加强重金属的点状污染防治。 4.4. 地质资源 4.4.1. 水资源 该区属海洋性气候，温和湿润，四季较分明，冷热季和干湿季的区别较明显。多年平均气温12.7℃，年平均相对湿度为72%。区内多年(1974~2012年)平均降雨量798.2 mm，属山东省年平均降雨量较大的地区之一，其中1974年降雨量最大，为1295.1 mm；2002年降雨量最小，为504.5 mm。年内降水量多集中在五、六、七、八、九这五个月，占全年总降雨量的80%左右。 4.4.2. 地质旅游资源 调查区内景观丰富多样，分布有刘家湾赶海园、丁肇中故居、磴山风景区等。其中，日照刘家湾赶海园以赶海系列活动为主，集旅游、休闲、度假、民俗、健身于一体的4A级综合旅游园，被誉为“亚洲最大金沙滩、中国第一赶海园”。 4.4.3. 矿产资源 在日照国际海洋城范围内已发现的矿产有：金、铜、铁、锆石岩、建筑石材，如图3所示。 图3. 调查区主要矿点分布图
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user: 6. 调查区综合评价结果 以研究区域为基础，均匀划分评价单元格，单元格精度为0.5 km × 0.5 km，共划分评价单元格698个，在每个单元格内开展生态地质环境质量评价，如图4所示。 图4. 调查区单元格划分图 评价程序主要可以分为4步： 1) 应用MAPGIS [ 11 ] [ 12 ] 对空间属性的读取功能以及专家根据实际情况赋值，对各个评价单元格的各因子评价结果进行提取。 2) 将提取的因子评价结果进行整理，得到各个评价单元格内的生态地质环境质量值L，其分级标准如表10所示。 Table 1 0 Grading criteria for geological environmental quality assessmen 质量分级标准 10 ≥ L > 7 7 ≥ L > 4 4 ≥ L > 2 L ≤ 2 分区划分 较差 一般 良好 优 表10. 地质环境质量评价分级标准 3) 以各个单元格的生态地质环境质量评价结果为背景值，运用GIS软件 [ 13 ] [ 14 ] 生成等值线图，对部分与实际情况不相符的地区进行修正。 4) 根据等值线图对生态地质环境质量进行分区，如图5所示，分区标准与评价因子分级标准保持一致。 图5. 日照国际海洋城生态地质环境质量分区图 图5中：生态地质环境质量优区(I)主要分布在调查区中部及北部的相家楼–大洼，张家小庄–夏陆沟一带，面积约35 km 2 ，地貌类型在北部以丘陵为主，中部则为平原。植被覆盖率较高，地下水质量良好，地质灾害不发育，为生态地质环境质量的优区。 生态地质环境质量良好区(II)主要分布在调查区西部的巨峰–青墩，中部的亚月–田家园一带，面积约35 km 2 ，地貌类型在西部以丘陵为主，中部则为平原。植被覆盖率较高，地下水质量较好，地质灾害不发育，为生态地质环境质量的良好区。 生态地质环境质量一般区(III)主要分布在调查区西部的车沟–小坡一带，面积约10 km 2 ，地貌类型以平原为主。植被覆盖率中等，地下水质量一般，地质灾害不发育，为生态地质环境质量的一般区。 生态地质环境质量较差区(IV)主要分布在调查区东部的沿海地区，另外西部的西赵家庄村西北、南部的下元村西南也有零星分布，面积约70 km 2 ，地貌类型在东部为平原。植被覆盖率较低，沿海地区地下水质量较差，东赵家庄西北及下元村西南一带为地质灾害较发育地区，为生态地质环境质量的较差区。
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user: 7. 结论 为对调查区域日照国际海洋城生态的地质环境进行综合评价，本文基于专家–层次分析定权法研究调查区域内的基础地质条件、工程地质条件、地质环境问题、地质资源等生态地质环境信息，选取地形地貌、土地类型、植被分布、工程地质环境、区域稳定性、断裂构造、地震烈度、地面沉降、海水入侵、地质灾害、地下水质量、土壤污染、水资源、地质旅游资源、矿产资源等15个指标进行定量计算评价。本文首先在概要性介绍对调查区域专家–层次分析定权法步骤的基础上，通过收集资料及户外测量，对调查区域内的15个指标进行分析；进而，通过对调查区域内的15个指标的分析，量化综合评价因子；最终，通过评价因子的数据，拟合得出调查区域存在： 1) 生态地质环境质量优区(I)主要分布在调查区中部及北部的相家楼–大洼，张家小庄–夏陆沟一带，面积约35 km 2 ； 2) 生态地质环境质量良好区(II)主要分布在调查区西部的巨峰–青墩，中部的亚月–田家园一带，面积约35 km 2 ； 3) 生态地质环境质量一般区(III)主要分布在调查区西部的车沟–小坡一带，面积约10 km 2 ； 4) 生态地质环境质量较差区(IV)主要分布在调查区东部的沿海地区，另外西部的西赵家庄村西北、南部的下元村西南也有零星分布，面积约70 km 2 。 本文对日照国际海洋城生态地质环境的综合评价，为其建设发展提供了科学性的、数值化的依据，具有一定的应用价值。
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user: 摘要 探索留守儿童(Left-behind children)情绪适应(孤独、抑郁)与友谊质量之间的纵向关系。方法：采用孤独量表(Loneliness Scale， LS)、抑郁量表(Depression Self-Rating Scale for Children， DSRSC)和友谊质量问卷，每年施测一次，连续施测三年，共有116人(36.5%)没有参加完整的三次测试，最后得到来自中国农村11所小学的462名留守儿童，其中，男生237人(51.3%)，女生225人(48.7%)，被试年龄在9~14岁之间。结果：T1友谊质量显著负向预测T2孤独(β = −0.19， p < 0.05)，T2孤独显著负向预测T3友谊质量(β = −0.18， p < 0.05)；T1抑郁显著负向预测T2友谊质量(β = −0.12， p < 0.05)，T2抑郁显著负向预测T3的友谊质量(β = −0.14， p < 0.05)。结论：1) 孤独、抑郁和友谊质量在两年内均有一定程度的稳定性；2) 不同的情绪适应指标与友谊质量之间的关系存在差异。留守儿童的孤独与友谊质量之间存在双向的相互预测的关系。而抑郁只能预测之后的友谊质量，友谊质量不能预测之后的抑郁。
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user: 1. 引言 在过去的20年里，中国的改革开放政策促使经济快速发展，特别是促进了城市的快速发展，其结果是大量的农村劳动力从农村转移到城市。随着数以百万计的农村劳动力为家庭寻求更好的收入而迁移到城市，许多年幼的孩子被留在农村家中，由亲戚和朋友照顾(曲凯音，2009)。这些儿童通常被称为“留守儿童”(Left-behind children)，本研究将留守儿童定义为独自留在农村户籍所在地的18岁以下未成年儿童(赵景欣，刘霞，张文新，2013)。根据全国农村留守儿童城乡流动儿童状况2013年的研究报告数据显示，我国农村留守儿童总数已超过六千万，且总体规模呈现扩大趋势。在这些农村留守儿童中，处于小学阶段的儿童占农村留守儿童总数的32.01% (全国妇联课题组，2013)。 1.1. 友谊质量 友谊质量是指友谊的基本特征，是评价个体人际关系的最重要指标(Parker & Asher， 1993; Hartup， 1996; 于晓波，叶浩生，2014)。但是当留守儿童长大后，家庭外的行为系统，比如与同伴之间的交往，就会逐渐取代并超越家庭内的行为系统(Zhang & Fuligni， 2010)。当留守儿童处于父母关爱缺失的不良处境时，友谊可能会成为越来越重要的社会支持来源(Gaertner， Fite， & Colder， 2010)。友谊是双向互动过程，可以使留守儿童克服孤独感，获得归属感和亲密感(金灿灿，邹泓，2012)。此外，也可以使他们的情绪适应得到良好的发展(Wen & Lin， 2012)。由于与父母长时间分离，留守儿童的友谊质量可能会对他们的情绪适应，例如孤独、抑郁等产生较大影响(田录梅，张文新，陈光辉，2012；Berndt， 1999)，以往的横向、纵向研究都表明，友谊对人的一生中的心理适应发展至关重要(Berndt， 1999)，可以一定程度上减轻和消除儿童的孤独感(周宗奎，赵冬梅，孙晓军，定险峰，2006；Uruk & Demir， 2003)。对于亲情相对缺失的留守儿童来说，友谊的作用可能更加重要(刘霞，胡心怡，申继亮，2008)。鉴于此，有必要在留守儿童群体内对友谊质量与情绪适应的关系进行深入研究，以便采取相关的干预措施，促进留守儿童的积极发展。 1.2. 孤独与友谊质量 孤独是指实际需求不能满足个人当前的社会关系需求水平时产生的一种不愉快的心理体验(秦利娟，2014；张文新，2002)。以往大量研究也表明，儿童的友谊和孤独感间存在密切的联系，留守儿童的孤独感会受到友谊质量的影响(彭美，2020；Perlman & Peplau， 1984; Ling， Fu， & Zhang， 2017)。并且当留守儿童的孤独感水平越高时，他们的友谊质量则越低(Zhao， Liu， & Wang， 2015)。 1.3. 抑郁与友谊质量 抑郁是一种感到无力应对外界压力而产生的消极情绪(何靖蕾，马宏峰，周成超，2011)，是情绪适应的重要指标(Rockhill， Fan， Katon， McCauley， Crick， & Pleck， 2007; 苏志强，邵景进，张大均，蒲坚，2017)。一项国外研究表明大约有2.8%的13岁以下儿童达到抑郁障碍的临床水平(Koenig， Kemp， Beauchaine， Thayer， & Kaess， 2016)，同时也发现儿童抑郁障碍的发生率呈上升趋势(苏林雁，王凯，朱焱，罗学荣，杨志伟，2003)。在留守儿童的抑郁研究中表明留守儿童的抑郁水平显著高于非留守儿童(何靖蕾，马宏峰，周成超，2011)，刘得平等人的Mate也分析得出，国内留守儿童抑郁症状检出率为30.9% (刘得平，胡营，周翠娥，2014)。留守儿童的友谊质量可以直接预测抑郁症状(王晓丽，胡心怡，申继亮，2011)，并且抑郁负向预测了留守儿童后续的社会主动性，说明抑郁可能对留守儿童的社会主动性有害，从而降低友谊的质量(Zhao， Wang， & Xue， 2020)。因此，抑郁症状可能对留守儿童的友谊质量有负向预测作用。 虽然之前的研究已经考察了友谊质量与情绪适应之间的关系，但是仍存在一些缺陷。首先，以往研究侧重于友谊质量对孤独、抑郁的单向作用(俞国良，辛自强，2000；Bush & Ladd， 2001; Demir & Urberg， 2004)。这些研究在某种程度上忽略了情绪适应与友谊质量之间相互作用的可能性，只重点关注了友谊质量对孤独、抑郁的单向作用，且一般使用横向研究，无法揭示动态的变化。其次，关于这两者的研究在小学留守儿童中仍然很少。 事实上，研究人员早前就开始关注普通儿童群体中的情绪适应和友谊质量之间的相互作用关系，国外的Sameroff提出的交易模型为探索这种可能性提供了理论支持(Sameroff， 2009)。国外的一项研究从另一角度也证明了对于情绪的控制能力对拥有高质量友谊的重要性(Vorbach， 2002)。周宗奎等人(2006)采用交叉滞后设计也发现了友谊质量与孤独之间的交叉滞后效应显著(周宗奎等，2006)。而在对抑郁的研究中，苏志强等人(2017)也进一步发现了在童年中后期，儿童的友谊质量和抑郁之间存在相互作用关系(苏志强等，2017)。 综上所述，我们研究的主要目的是通过纵向研究来考察留守儿童友谊质量和不同情绪适应的作用模式。根据现有文献，我们假设留守儿童早期的情绪适应可以预测后续的情绪适应，即之前的孤独可以预测之后的孤独，之前的抑郁可以预测之后的抑郁；早期的友谊质量也可以预测之后的友谊质量，紧接着我们探讨友谊质量与情绪适应之间的相互关系，我们假设孤独、抑郁这两种情绪适应与友谊质量有不同的作用模式。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 这项研究的参与者包括来自中国四川、山西和贵州三省11所小学的留守儿童。首次参加测试的留守儿童为1100人，其中男583人(53.0%)，女517人(47.0%)。仅父亲外出打工留守儿童318人(28.9%)，仅母亲外出打工留守儿童75人(6.8%)，父母均外出打工留守儿童185人(16.8%)，父母均未外出打工522人(47.5%)。由于搬家、转学、病假、事假等原因，部分被试丢失。到第三次测试时，共有116人(36.5%)没有参加三次测试，导致数据丢失。其中T2缺失67个，T3缺失49个。卡方检验和t检验结果显示，性别差异(χ 2 (1) = 3.05， p > 0.05)，差异不显著，符合纵向数据分析逻辑，可以进行下一步分析。 2.2. 研究工具 2.2.1. 孤独量表(Loneliness Scale， LS) 采用Asher等人于1984年编制的孤独感量表中文版测量留守儿童的孤独感(Asher et al.， 1984)，包括16个孤独项目和8个关于个人爱好的插入项目，如“在学校里交新朋友对我很容易”等，采用5点计分(从“1 = 完全不符合”到“5 = 完全符合”)。得分越高表明儿童孤独感越强。该量表已在我国儿童青少年群体中得到广泛应用(纪林芹，陈亮，徐夫真，赵守盈，张文新，2011)，具有良好的信效度。该量表的Cronbach系数α分别为0.81 (T1)、0.86 (T2)和0.88 (T3)。 2.2.2. 抑郁量表(Depression Self-Rating Scale for Children， DSRSC) 采用Birleson编制的儿童抑郁自评量表，包括18个项目，如“我像往常一样期待着许多美好的事情”等，采用3点计分(从“0 = 没有”到“2 = 经常有”)。得分越高表明儿童抑郁越高。该量表中文版对中国儿童具有良好的测量学特征(苏林雁，王凯，朱焱，罗学荣，杨志伟，2003)。该量表的Cronbach系数α分别为0.67 (T1)、0.71 (T2)和0.73 (T3)。 2.2.3. 友谊质量问卷 采用Armsden和Greenberg (1987)开发的父母和同伴依恋量表中的四个项目来衡量青少年与朋友的亲密度，包括4个项目，如“当朋友知道我正在为某事所困扰时，他们会向我询问”等，采用4点计分(从“1 = 没有”到“4 = 经常”)，分数越高表明友谊的质量越好。该量表在国内的许多研究中都得到了应用(Valkenburg & Peter， 2007)，具有较高的信度和效度。该量表的Cronbach系数α分别为0.74 (T1)、0.81 (T2)和0.84 (T3)。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 变量的描述性统计和相关分析 表1显示了三个时间点友谊质量、孤独、抑郁之间的Pearson相关性以及性别、留守类型与T1、T2、T3这三个时间点的友谊质量、孤独、抑郁之间的Spearman相关。 Table 1 Description statistics and correlation analysis of each variabl 变量 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1 T1抑郁 - ﷐ 2 T2抑郁 0.40 ** - 3 T3抑郁 0.43 ** 0.40 ** - 4 T1孤独 0.47 ** 0.31 ** 0.36 ** - 5 T2孤独 0.29 ** 0.58 ** 0.33 ** 0.40 ** - 6 T3孤独 0.32 ** 0.27 ** 0.56 ** 0.42 ** 0.41 ** - 7 T1友谊 −0.35 ** −0.20 ** −0.21 ** −0.38 ** −0.30 ** −0.26 ** - 8 T2友谊 −0.19 ** −0.43 ** −0.24 ** −0.17 ** −0.50 ** −0.23 ** 0.27 ** - 9 T3友谊 −0.25 ** −0.27 ** −0.38 ** −0.26 ** −0.32 ** −0.50 ** 0.30 ** 0.34 ** - 10留守类型 −0.08 −0.06 −0.07 −0.03 −0.07 −0.03 0.10 * −0.02 0.04 - 11性别 0.99 0.58 0.82 0.65 0.55 0.85 0.05 0.19 0.31 表1. 各变量的描述统计和相关分析 注： ** P < 0.01。 3.2. 情绪适应与友谊质量的交叉滞后分析 首先，友谊质量与留守儿童的两类情绪适应，即抑郁、孤独，在表1中呈中度相关。在交叉滞后分析中，我们构建了抑郁、孤独与友谊质量之间的两个交叉滞后模型，进一步探究不同的情绪适应指标与友谊质量之间的关系。 在孤独与友谊质量的数据分析中，交叉滞后模型拟合良好，见图1。T1孤独对T2友谊质量的路径系数不显著(p > 0.05)，T2友谊质量对T3孤独的路径系数也不显著(p > 0.05)。因此，我们删除这两条不显著的路径并再次测试模型，最终模型与数据拟合较好(RMSEA = 0.06; CFI = 0.98; TLI = 0.94; SRMR = 0.04)。最终模型的标准化路径系数如图1所示。留守儿童的友谊质量与孤独之间存在明显的互相预测的双向关系：T1的友谊质量显著负向预测T2的孤独(β = −0.19， p < 0.05)，T2的孤独显著负向预测T3的友谊质量(β = −0.18， p < 0.05)。 图1. 孤独与友谊质量的交叉滞后模型 在抑郁与友谊质量的数据分析中，交叉滞后模型拟合良好，见图2。T1友谊质量对T2抑郁的预测的路径系数不显著(p > 0.05)，T2友谊质量对T3抑郁的预测的路径系数也不显著(p > 0.05)。因此，我们删除这两条不显著的路径并再次测试模型，最终模型与数据拟合较好(RMSEA = 0.06; CFI = 0.98; TLI = 0.94; SRMR = 0.03)。最终模型的标准化路径系数如图2所示。留守儿童友谊质量与抑郁之间不存在双向预测的关系，只表现为抑郁对友谊质量的单向预测作用：T1抑郁显著负向预测T2的友谊质量(β = −0.12， p < 0.05)，T2的抑郁显著负向预测T3的友谊质量(β = −0.14， p < 0.05)。 图2. 抑郁与友谊质量的交叉滞后模型
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user: 4. 讨论 从描述统计的结果来看，在三个时间点上，孤独、抑郁与友谊质量之间存在显著负相关的关系，这与之前的研究一致(Cassidy & Asher， 1992)。本研究的另一个结论是采用交叉滞后设计，检验了小学留守儿童情绪适应与友谊质量之间的纵向交互作用，我们发现孤独与友谊质量之间存在双向预测的关系，而抑郁只对友谊质量有单向预测作用，友谊质量在本研究中并不预测抑郁。 4.1. 孤独与友谊质量 在研究孤独与友谊质量的交互作用之后，本研究发现T1友谊质量显著负向预测T2孤独，T2孤独显著负向预测了T3的友谊质量。因此，可以得出，在两年的纵向研究中，留守儿童的孤独与友谊质量是呈相互作用关系的。 心理学的一些研究表明：父母的陪伴、肯定和关爱及儿童与父母之间的相互、互动都可以使儿童在早期发展中建立起对他人的信任感和安全感，而这种信任感和安全感的建立对于之后儿童与朋友或者其他人的友好相处、亲密关系等都有极其重要的意义。如若这一基础没有建立将造成儿童在某种程度上的信任感和安全感的缺失，这就会使得儿童逐渐产生一种孤立无援、有压力的感觉，难以与同伴和他人和谐亲密地相处，从而也会对友谊质量产生影响(Cassidy & Asher， 1992; 邱梨红，2017)。留守儿童处于与父母长时间分离，与父母交流沟通缺少及父母关爱关心缺乏的不利处境，这些因素都直接或间接地影响了留守儿童与朋友之间的关系，即友谊质量，从而导致他们的孤独感增强，不同国家的研究都证实了这一观点(Pottinger et al.， 2008; Battistella & Conaco， 1998)。 本研究进一步发现T2的友谊质量也可以显著负向预测T3留守儿童的孤独感，这与孙晓军等人的研究结果一致(牛更枫，郝恩河，孙晓军，周宗奎，2013)。Gauze等人在早期的研究中已经发现了在缺乏亲密感和适应不良家庭中成长的儿童更容易受到同伴、朋友的影响。当留守儿童无法体验到来自家庭的情感支持、信息支持时，他们中的大多数会另寻他法，努力归属除了父母以外的某一同伴群体，由此寻求情感补偿和接纳(Gauze， Bukowski， Aquan Assee， & Sippola， 1996)。因此，我们不难得出，当留守儿童与朋友之间的友谊质量安全稳定时，留守儿童的孤独感就会随之减少。但是，当留守儿童与朋友之间的友谊质量较差时，留守儿童的孤独感也会相应地有所增强。 综上所述，基于孤独与友谊质量的纵向关系讨论，首先，我们可以得出在T1~T2、T2~T3不同的两个时间段中，留守儿童的孤独感与友谊质量的作用模式是不同的，它们的交互作用在两年内存在一定的动态变化。其次，孤独感与友谊质量之间的纵向交互作用也在本研究中得到了验证。 4.2. 抑郁与友谊质量 在友谊质量与抑郁的关系讨论中，我们发现留守儿童的抑郁能够显著负向预测友谊质量，而友谊质量不预测抑郁。T1抑郁显著负向预测了T2友谊质量，T2抑郁也显著负向预测了友谊质量，表明抑郁对友谊质量的单向预测作用在不同的时间阶段是稳定存在的。 在儿童成长的环境中，与父母的相处是亲子之间最直接的影响方式(Floyd & Costigan， 1997)，尽管之后同伴的影响日益增强，但父母对于留守儿童来说始终是他人不能替代的。父母对孩子负面情绪的支持性反应已被发现与情绪和社会能力的各个方面有关，包括孩子的情绪理解和友谊质量(Mcelwain， Halberstadt， & Volling， 2007)。当儿童处于温暖的家庭氛围中，他们的心理适应更趋于健康化(Bayer， Sanson， Hemphill， 2006)。而留守儿童得到的父母情感支持与工具性支持相应地比温暖家庭中成长的儿童少，面对压力时容易产生抑郁情绪(范兴华等，2018)，而消极情绪则会影响留守儿童的同伴关系(孙晓军，周宗奎，汪颖，范翠英，2010)。 另一方面，友谊质量并不能预测抑郁，可能是因为抑郁和孤独具有不同的生理学特征。对父母支持和同伴支持的前瞻研究发现，只有前者可预测儿童之后的抑郁症状(凌宇，杨娟，章晨晨，蚁金瑶，姚树桥，2010)。由此可见，抑郁症状与父母支持有更加紧密的联系，父母支持的缺乏增加了由压力带来的抑郁风险。因此相对于友谊来说，父母支持是预测抑郁症状的更好指标(田录梅，陈光辉，王姝琼，刘海娇，张文新，2012)，这与本研究的结论一致。 4.3. 研究意义 本研究更加深入地探讨了友谊质量和情绪适应的相互作用关系：友谊质量不仅负向可以预测留守儿童的情绪适应，也可以被情绪适应预测。本研究在前人研究的基础上，充分考虑了友谊质量与情绪适应的相互作用关系，而不是只关注友谊质量对情绪适应的单向作用，完善了以往的研究结果。同时，本研究启示对于处于不良处境中的留守儿童，我们可以从其他方面对他们进行保护，以便于减轻负面情绪，促进留守儿童心理健康发展。因不明确友谊质量对情绪适应及情绪适应对友谊质量影响的内部机制，未来研究应着眼于探究这一内部作用机制，以达到干预目的，促进留守儿童情绪适应良好发展。 4.4. 结论 综上所述，本研究发现，在小学留守儿童中：1) 之前的情绪适应(孤独、抑郁)能够预测之后的情绪适应；先前的友谊质量也能预测随后的友谊质量；2) 孤独与友谊质量呈相互作用的关系，而抑郁只对友谊质量有单向作用，友谊质量不预测抑郁。
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user: 摘要 目的：为了从攻击行为起因的角度、即反应性与主动性攻击两个维度探讨青少年攻击行为上的性别真实差异，研究进一步检验简版反应性–主动性攻击问卷于不同性别之间的测量不变性。方法：采用简版反应性–主动性攻击问卷(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire， RPQ)对青少年群体施测，其中女414名(53.62%)，男344名(46.38%)，19名被试未报告性别，通过SPSS 24.0以及Mplus 7.0软件对数据进行处理。结果：在主动性攻击维度上，男性得分高于女性，在反应性攻击维度上无性别差异；验证性因素分析多组比较结果显示男女性别之间的形态等值、弱等值、强等值、误差方差等值、因子方差等值、因子协方差等值以及潜均值等值七步检验均成立。结论：简版反应性–主动性攻击问卷具有跨性别的测量不变性；男生比女生更具有主动攻击性，并且该差异不是由量表引起的，是本身差异所致。
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user: 1. 引言 中学阶段为人们发展的关键期，在该阶段开展心理健康教育、提高其心理健康水平是非常有必要的。2018年，教科文组织统计研究所(UIS)发布的数据显示，在对71个国家的调查中，1/3的青少年遭受过霸凌。也就是说，每3个学生中，就有一个学生曾遭受过程度不一的霸凌。霸凌行为属于攻击行为的特殊子集(Volk， Dane， & Marini， 2014)，也被直接定义为攻击行为的一种(Olweus & Limber， 2010)。另有对攻击行为的研究表明，在犯罪的青少年中，48%在9岁时便具有攻击性行为，70%在13岁时曾表现出攻击性行为(徐东，张艳，2016)。 中国人民大学统计调查协会于2019年对三万六千多人的调查显示，超过一半的人亲身经历过校园霸凌，其中有四分之一的人欺负过别人，而其中绝大部分霸凌者也都被别人欺负过。当遭受校园霸凌时，有四分之一的被霸凌者会选择独自沉默，有接近一半的被霸凌者会选择打回去。攻击者不仅会采取多种形式对他人进行攻击，并且攻击行为具有多维结构(Garcia， Salguero， Vasquez， & Fernandez， 2016)，并有学者根据不同的起因，将攻击行为划分为了反应性攻击以及主动性攻击(Dodge & Coie， 1987)。 反应性攻击(Reactive Aggression， RA)，也称敌意性攻击，报复性攻击，是个体对觉察到的侵害而做出的防御性反应，是在接受外来刺激后的由于不同原因所做出的攻击性行为。主动性攻击(Proactive Aggression， PA)，又称为工具性的攻击，“冷血”的攻击，是个体在未受挑衅的情况下所实施的故意的、有目的的攻击行为，通常是个体为了达到自身目的主动作出的攻击性行为。 在已有研究的理论基础上上，Raine等人编制了反应性–主动性攻击问卷(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire， RPQ)，RPQ问卷中文修订版信效度良好，并具有跨文化的适用性(张万里，贾世伟，陈光辉，张文新，2014)。后续研究中，有学者(麦毅俊，王孟成，刘拓，2018)通过项目反应理论将量表从23题简化到11道题，简化版反应性–主动性攻击问卷简便性远远高于原量表，并且结构稳定，信效度较高。 在以往关于攻击行为的研究中，表明男生比女生具有更强的攻击性，从不同的量表探讨往往如此(Norton， 2003)。反应性–主动性攻击量表性别差异结果有些许不同，(Salmivalli & Nieminen， 2001)研究结果表明，与女生相比，男生在主动性与反应性攻击均具有更高的得分，在(Connor， Steingard， Anderson， & Melloni， 2003)的临床样本中，男女在两个维度上均无差异，从纵向角度来看(Fung， Raine， & Gao， 2009)，男生的主动性攻击随年龄的增长而显著增加，而女生的反应性攻击随年龄的增长而显著增加。其攻击行为的性别差异以及反应性、主动性攻击性别差异检验结果的不一致，使考虑量表的跨性别等值性变得尤为重要，将测量误差纳入考虑范围内，其保证了组间差异的真实性，确保了不同性别之间使用量表的单位和参照点保持一致。 综上，本研究想从攻击行为的起因角度出发，探讨反应性与主动性攻击的性别差异，并检验简版反应性–主动性攻击问卷于不同性别之间的测量不变性。
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user: 2. 方法 2.1. 研究被试 本研究数据来源于随机抽样调查天津两所高校的791名高一至高二学生，未报告性别的被试有19名，其中女生414名(占比53.62%)，男生共344名(占比46.38%)。年龄的范围在14到19岁之间，平均年龄为15.86，其标准差为0.68。 2.2. 工具 本研究采用简版“反应性–主动性”攻击问卷(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire， RPQ)施测，共包含十一道题，其中反应性攻击维度下5道题(题目1、2、3、4、8)，主动性攻击维度下6道题(题目5、6、7、9、10、11)，采用三点计分法(1表示从来没有，2表示有时，3表示经常)。 2.3. 数据分析 在筛除了未报告性别的少数被试后，数据通过SPSS24.0以及Mplus7.0软件进行处理，对量表结果进行信效度分析、验证性因子分析，进行量表得分的性别差异检验，以及量表的验证性因素分析多组比较。
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user: 3. 结果 3.1. 信效度检验 反应性—主动性攻击问卷(Reactive-Proactive Aggression Questionnaire， RPQ)的验证性因子分析表明，两因子模型对数据拟合良好，X 2 /df = 3.83，CFI = 0.99，TCL = 0.98，SRMR = 0.02，RMSEA = 0.06，RMSEA的90%置信区间为[0.05， 0.07]。总问卷的Cronbach’s α系数为0.85。在反应性攻击、主动性攻击各维度上的Cronbach’s α系数分别为0.96、0.90。 3.2. 差异检验 对简版反应性–主动性攻击问卷的得分做了t检验，结果见表1 ( Table 1 )。可以看出，在主动性攻击上，男性被试得分显著高于女性被试得分，t(758) = −3.39，p < 0.01，95%的置信区间为[−0.55， −0.15]，效应量Cohen’s d = 0.24，而在反应性攻击维度上性别的差异并不显著。 3.3. 测量不变性 本研究采用比较拟合指数CFI和非范拟合指数TLI的差异(即ΔCFI和ΔTLI)来评估测量等值，当ΔCFI Table 1 Gender differences of RPQ score M 女 (SD) M 男 (SD) t 主动性攻击 0.50 (1.13) 0.85 (1.70) −3.39 ** 反应性攻击 4.15 (2.38) 4.07 (2.47) 0.815 表1. 反应性–主动性攻击问卷得分的性别差异 注： * p < 0.05； ** p < 0.01； *** p < 0.001。下同。 < 0.01和ΔTLI < 0.01时，表明两个模型不存在显著差异，则认为模型等值可接受(王孟成，2014)。由于卡方差异检验结果受样本量影响较大(Meade， Johnson， & Braddy， 2006)，所以本实验仅考虑拟合指数CFI和TLI的差异值，并且只有前一水平的等值性成立，才能进行更高一级的等值性检验(何嘉悦，钟雪，袁术文，姚树桥，2017)。 第一步形态等值检验，运用多组验证性因素分析分别检验量表是否具有跨性别结构等值性，即检验潜变量的构成形态是否相同。形态等值检验因子模型路径图在男女两个组别中的形态是否相同，因此是检验其余等值性的前提条件，当满足形态等值时，剩余六步等值性检验将生成相应的嵌套模型。该步骤得到的拟合指数(见表2 Table 2 的Model 1)分别为CFI = 0.99、TLI = 0.999，RMSEA (90% CI) = 0.039 (0.026， 0.051)，X 2 = 146.809 (df = 93， p < 0.01)，形态等值成立，进入下一步分析。 第二步弱等值检验，在基线模型Model 1的基础上，设定因子载荷等值，跨性别弱等值检验的拟合指数结果(表2 Table 2 的Model 2)均小于0.01。结果表明因子载荷跨性别等值，观测指标与潜在特质之间于男女两组中意义等同，弱等值成立。 第三步强等值，分别设定每个指标在男女两个组别截距等值，检验观测变量的截距不变性。跨性别等值模型的ΔCFI和ΔTLI均小于0.01 (表2 Table 2 的Model 3)，这些结果说明了各指标跨性别截距等值成立，即强等值成立，男女组别之间具有相同参照点。 第四步误差方差等值，检验误差方差在男女组别的不变性。跨性别等值模型的ΔCFI和ΔTLI分别等于0和0，小于0.01 (表2 Table 2 的Model 4)，拟合指数显示跨性别模型拟合良好，结果表明误差方差等值，即观测变量与潜变量的跨组变异等同。 第五步因子方差等值检验，检验潜变量的方差在男女组别中的不变性。各拟合指数(分别见表2 Table 2 的Model 5)显示跨性别模型拟合良好。跨性别等值模型的ΔCFI和ΔTLI均小于0.01，结果表明因子方差等值，即两次测量的真分数分布形态无显著差异。 第六步因子协方差等值检验，检验潜在结构之间的关系在不同组别中的不变性。各拟合指数(分别见表2 Table 2 的Model 6)显示跨性别模型拟合良好。跨性别等值模型的ΔCFI和ΔTLI分别小于0.01，结果表明因子协方差等值，即在本研究中两个因子于男女性别之间保持稳定。 第七步，潜均值等值检验。各拟合指数(分别见表2 Table 2 的Model 7)显示跨性别模型拟合良好。跨性别等值模型的ΔCFI和ΔTLI均小于0.01，结果表明因子潜均值等值成立。
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user: 4. 讨论 本研究结果表明，反应性攻击–主动性攻击量表简化版具有简便性，且结构稳定，信效度都十分良好。该研究比较了青少年男性与女性在反应性攻击和主动性攻击上得分的差异，发现男性在主动性攻击上的得分显著高于女性，并且简化版反应性攻击–主动性攻击量表在性别上的完全等值性。该结果证明对于不同性别而言，简版RPQ量表这一工具具有统计比较的意义。 Table 2 Summary table of RPQ gender invariance fitting inde 整体拟合指数 拟合指数比较 X 2 df CFI TLI RMSEA (90% CI) 模型比较 ΔX 2 Δdf ΔCFI ΔTCL ΔRMESA Model 1 146.816 * 93 0.999 0.999 0.039 (0.026， 0.051) Model 2 146.167 * 104 0.999 0.999 0.033 (0.019， 0.044) 2 versus 1 −0.650 11 0 0 −0.006 Model 3 157.618 * 113 0.999 0.999 0.032 (0.019， 0.043) 3 versus 2 11.451 9 0 0 −0.001 Model 4 173.088 * 124 0.999 0.999 0.032 (0.020， 0.043) 4 versus 3 15.470 11 0 0 0 Model 5 168.655 * 126 0.999 0.999 0.030 (0.016， 0.041) 5 versus 4 −20.615 2 0 0 −0.002 Model 6 148.040 * 116 0.999 0.999 0.027 (0.010， 0.039) 6 versus 5 −7.176 −10 0 0 −0.003 Model 7 161.479 * 127 0.999 0.999 0.027 (0.011， 0.038) 7 versus 6 13.439 11 0 0 0 表2. 反应性–主动性攻击问卷性别等值性拟合指数汇总表 注：Model 1 = 形态等值模型；Model 2 = 弱等值模型；Model 3 = 强等值模型；Model 4 = 误差方差模型；Model 5 = 因子方差等值模型；Model 6 = 因子协方差等值模型；Model 7 = 潜均值等值模型。 多组验证性因子等值检验结果证明，简版RPQ量表在跨性别上形态等值、弱等值、强等值、误差方差等值、因子方差、因子协方差等值、潜均值等值均成立，即在不同性别之间，简版RPQ量表具有共同参照点，具有测量意义。研究结果表明攻击行为在主动性攻击上存在性别差异，而在反应性攻击上性别差异并不显著。Poulin与Boivin (2000)的研究证明主动性攻击和反应性攻击更像两个独立的结构，两个维度上的性别差异也证明这一观点。 研究结果进一步证明了简版RPQ量表的实用性，而且青少年男女在主动性攻击上的差异来源于自身，撇去了量表的测量不等值性假设，为青少年攻击行为的真实性别差异提供了佐证。
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user: 摘要 本文主要介绍了项目教学法，以及在机械工程专业英语课程中如何运用此教学方法。实践表明，项目教学模式可以显著提高学生的课堂效率，提高学生学习积极性，提升教学质量。而且，项目教学法贴合工程教育专业认证工作，以学生为中心，以学生能力培养为导向，有助于加强工程教育与实际应用的紧密结合，对于培养具有国际竞争力的工程技术人才具有重要的推动作用。
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user: 1. 引言 随着经济全球化的不断发展和中国改革开放的不断深入，高等教育改革也不断推进，工程教育专业认证在国内外已引起广泛重视。为了有效提升高校工科教育质量，加快我国高等工程教育与国际接轨的步伐，我国已逐步认识并十分重视工程教育专业认证工作 [ 1 ]。工程教育专业认证以学生为中心，以学生能力培养为导向，对于加强工程教育界与工业界的紧密结合，培养适应经济全球化、具有国际竞争力的工程技术人才有很好的推动作用 [ 2 ]。 现代社会不仅对大学生的专业基础知识有要求，而且对专业英语知识的要求也越来越高。机械工程的科技前沿和最新技术动态通常由英文书写，因此，机械工程专业英语课程为学生掌握最新科技动态，掌握一定的学术英语交流能力提供了一个有效途径，对于培养学生的国际视野，提高其竞争力具有重要作用。近年来，越来越多的高校专业开设了机械工程专业英语课程，并有从选修课变成必修课的趋势。而且，在大学中以专门用途英语(ESP)代替大学综合英语的呼声越来越高。开设机械工程专业英语课程的目的是培养学生的语言综合应用能力，尤其是机械工程学科英语语言能力。由于其教学目标的特殊性，专业英语教学必然与综合英语教学有很大区别 [ 3 ] [ 4 ]。一方面，机械工程专业英语的教材内容要来自与本专业相关的真实语料，练习设计和课内外教学活动都应体现专用英语的社会文化背景；另一方面，在机械工程专业英语的教学中关注学生的语言学习，即能使学生理解和产出规范语言的学习策略和教学方法。 机械工程专业英语的教学需要克服的主要困难是如何调动学生的学习积极性，激发学生的主观能动性，使学生从被动学习变成主动学习，并且在学习过程中掌握有效的学习方法。而传统的灌输式课堂教学不仅难以启发学生对本专业的学习热情与兴趣，而且随着时间的推移会逐渐丧失对课堂的专注与热情 [ 5 ]，难以满足教学目标。因此，进行课程改革，探索最适合学生的教学方式，对于提高教学效率和教学质量具有重要作用。
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user: 2. 项目教学法介绍 项目教学法是在建构主义的指导下，以实际的工程项目为对象，先由教师对项目进行分解，并作适当的示范，然后让学生分组围绕各自的工程项目进行讨论、协作学习，最后以共同完成项目的情况来评价学生是否达到教学目的的一种新教学方法。项目教学法通过示范项目让学生掌握最基础的知识及学习方法，架起学习新知识的支点，然后运用知识迁移、协作讨论来完成对知识的意义建构 [ 6 ] [ 7 ]。 与传统的教学法相比，基于建构主义的项目教学法主要表现在改变了传统的三个中心，由以教师为中心转变为以学生为中心，由以课本为中心转变为以“项目”为中心，由以课堂为中心转变为以实际经验为中心。所以，在运用项目教学法进行教学设计的时候，学生是认知的主体，是知识意义的主动建构者 [ 8 ]。然而，虽然项目教学法已经在国内报道了许多成功案例，对于机械工程专业英语的项目教学的相关研究还比较欠缺，有必要对此进行深入探索。
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user: 3. 项目教学法在机械工程专业英语教学中的应用 3.1. 课堂项目教学模式改革 通过翻转课堂式教学模式把课堂主动权交还给学生，使学生自己通过互联网去使用优质的教育资源，培养其资料检索能力，不再单纯地依赖老师的讲授来学习知识。这样，课堂教学模式发生变化，学生通过课下查找资料、撰写报告并做PPT展示，在课堂上，老师与学生、以及学生与学生之间可以互动交流。因此，老师的职责更多的是去教授学生方法、理解学生的问题以及引导学生学习和运用知识。项目报告和答辩成绩50%，期末考试50%。 3.2. 课堂项目教学实施过程 课程共有32学时，前16学时采用传统的课堂讲授模式，主要讲授基础知识和资料检索方法。后16学时采用项目教学模式，课堂共52名同学，被分成11组，每组选择一个感兴趣的机械工程相关的研究热点作为选题。例如，某组选择的题目是“特种加工技术及其应用”。以该题目为例，该组同学需要制作全英文PPT来展示什么是特种加工技术，特种加工技术有哪些分类，各有什么特点及其应用场合等。 各组同学根据选题内容，制定项目计划，明确个人分工以及工作流程，通过图书馆以及互联网收集相关资料，撰写项目报告并制作全英文PPT进行课堂展示。在项目实施过程中，教师负责指导和解疑答惑工作，及时帮助学生解决项目执行过程中出现的问题，虽然不直接参与项目工作，但是需要时刻关注各组同学的项目进展，适时指导，及时纠正错误。 此外，在PPT展示的最后，准备100个与该选题相关的英文单词或词组，其他10组同学轮流与展示小组进行互动竞猜。这样既可以充分调动所有同学的自主学习积极性和课堂参与性，又可以在寓教于乐中学习机械工程专业英语知识，有效利用课堂时间，增强同学们对相关知识的理解和运用。 3.3. 课堂项目教学效果分析 项目教学法以实际项目为任务来驱动学生的学习主观能动性，激发学生的学习热情。项目教学法包含了探究教学法、任务驱动教学法与案例教学法这三大教学法的特点，采用的是小组讨论和协作学习的方式，学生的学习过程是一个探究实践、格物致知的过程 [ 9 ]。由每个小组成员分工合作共同完成一个项目，小组成员不仅锻炼了团队合作能力，而且在学习过程中检索到的信息资料为全体组员所共享，而后在PPT展示中为全班所有成员所共享。 对学生的项目完成情况从三个方面来进行考核，首先是由老师对每组项目完成情况进行综合评价，同时由各组按贡献程度对本组同学进行排序，最后由学生本人自评，三部分成绩分别占每个同学项目成绩的40%，30%和30%，综合三个方面的评价来确定每名学生的项目课成绩。 往年的《机械工程专业英语》课程一直存在学生考试成绩偏低、不及格率较高的现象，引入项目教学法之后，学生成绩具有显著提高。在项目教学中，学生认识到本课程在实际应用中的重要性，掌握了正确的学习方法，培养了良好的学习兴趣，使班级整体成绩提高，学生的学习自信心增加。而且，《机械工程专业英语》经常作为机械类专业考研复试的内容之一，项目教学法使得学生对课程内容掌握较好，触类旁通，这显著提升了学生的考研率，学生学习成效明显。
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user: 4. 结语 项目教学法突破了传统的教学模式，是在构建主义学习理论的指导下，改变课堂教学模式，使学生有目的的主动学习，老师主要讲授学习和资料检索方法、布置具体的、科技前沿相关的“工程项目”，以及控制和引导课堂节奏，通过解决一些现实问题来达到“意义建构”。这样可以加强学生对知识的掌握，并可以显著提高学生学习的主动性和积极性。实践表明，学生的到课率明显提高，课堂氛围活跃，学生的学习积极性显著提高，学生评教分数也大幅提高。而且，项目教学法贴合工程教育专业认证工作，以学生为中心，以学生能力培养为导向，有助于加强工程教育与实际应用的紧密结合，对于培养具有国际竞争力的工程技术人才具有很好的推动作用。 这种教学模式也对老师提出了更多的要求，老师要利用有限的上课时间讲授完基本知识、学习及检索方法以及机械工程相关的研究热点，在课堂上教会学生资料检索方法和目标，并在项目课的学生PPT展示过程中及时点评，使学生能够在案例教学中不断提高。
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user: 摘要 为了定量分析成都平原地面臭氧浓度特征及其气象成因，利用多个国控监测站点污染物浓度实时数据和中国气象地面观测数据，对2017~2019年夏季成都平原六市的臭氧浓度进行分析。结果表明：1) 夏季成都平原各的市臭氧浓度分布有明显差异，成都市部分地区呈重度污染，雅安市臭氧水平为良。2) 根据月份分析可知，7月臭氧浓度逐年下降，8月臭氧浓度逐年上升。3) O 3 浓度日变化呈“单峰型”，8:00左右处于一天中的最低值，16:00左右达峰值。4) O 3 为成都平原夏季首要污染物。5) 臭氧浓度与温度呈明显正相关性，与相对湿度呈明显负相关性，与能见度有较好正相关性，与3小时变压有较好负相关性；温度大于25℃、相对湿度小于70%、风速为0~2 m/s时，出现臭氧污染的概率增加。
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user: 1. 引言 臭氧(O 3 )是大气中的重要微量成分，氧气的同素异形体，是一种具有特殊气味的淡蓝色气体。约90%的臭氧分布于平流层中，约10%分布在对流层中 [ 1 ]。平流层大气中的臭氧具有阻碍紫外线的作用，具有保护人类与环境免遭伤害的作用。分布在对流层中的臭氧浓度升高将对人类、动植物以及周遭环境会造成巨大影响 [ 2 ]。大气臭氧污染会加重呼吸道疾病、损害肺功能、甚至引发心脑血管疾病等危害 [ 3 ]，加强臭氧防治具有重要的现实意义 [ 4 ]。臭氧也是带起复合型污染最重要的特征污染物 [ 5 ]，其污染的形成受到前体物和气象条件的影响 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]，城市低层臭氧主要是由人类活动排放的挥发性有机物(VOCs)、氮氧化物(NO x )经过光化学反应生成的 [ 10 ]。 自从20世纪50年代，国际上时有光化学烟雾事件发生以来 [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ]，我国O 3 污染范围不断扩大，也已经形成区域性污染 [ 15 ]。目前已知，臭氧对温度变化敏感性较大，且风速对臭氧的扩散和稀释也存在很重要的作用 [ 16 ]；臭氧浓度随地形变化明显 [ 17 ]；臭氧柱浓度整体呈现中部分散、南北聚集、差异显著的分布格局 [ 18 ]；郊区臭氧浓度高于市区，夏季臭氧污染最为严重 [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ]。总之，臭氧浓度受多种因素影响，学者普遍认为在温度高、辐射强、相对湿度小的气象条件下更易出现臭氧污染 [ 22 ] [ 23 ]，且气象条件和NO X 、CO等污染物的浓度对臭氧浓度的影响具有季节特征和日变化特征 [ 24 ] [ 25 ]。 成都平原位于四川盆地西部，是中国最富饶的平原之一，同时也是四川省人口密度最高、发展最快的区域。近年来，由于经济发展持续加快，城市面积不断扩大，机动车保有量快速增长，由此产生的工业废气、机动车尾气和施工扬尘使得污染日趋严重，区域性大气复合污染严重，又由于地形因素不利于污染物的稀释扩散，成都平原成为四川省内污染最为严重的区域之一 [ 26 ]。颗粒物超标状况在四川省内得到有效控制，臭氧污染问题突出 [ 27 ]。
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user: 2. 数据与方法 2.1. 研究区域与数据来源 本研究所使用的地面污染物浓度来源于成都平原6个城市(成都、绵阳、德阳、乐山、眉山、雅安)共25个国控监测站点(图1)日O 3-8H (为臭氧最大8 h平均浓度)以及臭氧污染严重天数的逐小时臭氧浓度，每个城市的站点数为2~8之间不等，数据来源于中国环境监测总站，严格参照《环境空气质量标准》(GB3095-2012)进行质量控制，同时剔除部分时段由于停电、仪器校准等原因出现的缺测数据。 气象数据采用中国气象数据共享网的中国地面气象站逐日观测资料，在充分考虑数据完整性和代表性等因素后，选取6个台站(图1)数据包括总云量(层)、风向(˚)、风速(m/s)、海平面气压(hpa)、3小时变压(hpa)、6小时降水(mm)、露点(℃)、能见度(km)、温度(℃)、24小时变温(℃)、24小时变压(hpa)、相对湿度等气象要素，数据集原始文件已经经过严格的质量控制和检查。 图1. 成都平原臭氧与气象监测站点空间分布 2.2. 评价方法 臭氧的评价方法依据国家环保部颁发的《环境空气质量标准》(GB3095-2012)和《环境空气质量评价技术规范(试行)》(HJ663-2013)规定 [ 28 ] [ 29 ]，以日历年内城市O 3-8H-90 (臭氧浓度8 h滑动平均的第90百分位浓度)限值160 μg/m 3 ，判定臭氧当天是否超标，以二级标准小时平均浓度限值200 μg/m 3 ，判定臭氧小时是否超标，见表1。通常以日O 3-8H 代表一天臭氧污染水平，又根据具体O 3-8H 和空气质量指数判定污染强度，见表2。 根据四川省城市环境空气质量综合评价方法中的环境空气质量综合指数评价各城市空气质量。各污染物的环境空气质量指数的月评价方法：污染物i的单项指数I i 按(I i = Ci/Si)计算，其中Ci为污染物i的月均浓度值；i为SO 2 时Si为60、NO 2 时Si为40、PM10时Si为70、PM2.5时Si为40 μg∙m −3 、i为CO时Si为日均浓度的第95百分位数、i为O 3 时Si为日最大8小时平均浓度的第90百分位数。计算每一项污染物的单项指数，然后将六项污染物的单项指数相加，即得到综合指数。 Table 1 The limit standard of Ozone concentratio 污染物项目 平均时间 浓度限值/(μg∙m −3 ) 一级 二级 臭氧 日最大8 h平均第90百分位 100 160 日最大8 h平均 100 160 1 h平均 160 200 表1. 臭氧的浓度限值 Table 2 O3-8H concentration and its corresponding air quality index and air quality index categor O 3-8H /(μg/m 3 ) ≤100 101~160 161~215 216~265 >265 IAQI 0~50 51~100 101~150 151~200 201~300 空气质量指数类别 优 良 轻度污染 中度污染 重度污染 表2. O 3-8H 浓度及其对应的空气质量指数和空气质量指数类别 2.3. 分析过程 1) ArcGIS中的反距离加权插值法(IDW)得出2017~2019年成都平原夏季臭氧浓度分布图。2) 以O 3-8H 为标准统计2017~2019年夏季成都平原各市每月的超标天数。3) Origin折线图绘制各市2017~2019年夏季逐小时臭氧浓度的月平均值，气泡图绘制气象要素与臭氧浓度的。4) SPSS中的皮尔逊(N)相关性分析计算2017~2019年夏季各城市监测点其他污染物浓度和气象要素与臭氧浓度的相关系数。
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user: 5. 结论 1) 成都平原夏季臭氧浓度从空间上来看，成都市最高、雅安市最低，成都市和雅安市臭氧浓度趋势不明显，绵阳市和眉山市臭氧浓度有逐年增加的趋势，德阳市和乐山市臭氧浓度有逐年递减的趋势。 2) 成都平原各市夏季7月的臭氧浓度有逐年下降的趋势，8月臭氧浓度呈逐年递增趋势，且成都市和眉山市中度污染加重。各市O 3 小时浓度日变化均呈“单峰形”特征，白天浓度整体高于夜间，在8:00左右为一天中的最低值，16:00左右达峰值。 3) 成都平原夏季主要污染物为臭氧，其次为颗粒物。除雅安市外的5市臭氧浓度均NO 2 浓度有很好的负相关性。雅安市空气质量最好，臭氧浓度最低，且与其他污染物相关性较差。 4) 成都平原各市臭氧浓度在温度超过25℃时，与臭氧浓度的正相关性更加显著；湿度低于70%时，呈现臭氧污染的概率较大；风速在0~2 m/s时，易出现臭氧污染，风速为0时呈臭氧污染的概率低于风速为1~2 m/s时的概率。 5) 构建回归方程时，除温度和相对湿度这两固定参数外，成都市、德阳市、雅安市还需加入能见度，眉山市和乐山市需加入3小时变压，绵阳市的最优回归方程需要4个参数。
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user: 致 谢 感谢成都信息工程大学提供的气象数据，并由衷感谢曾胜兰老师的细心指导。