DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 情绪识别群内优势效应的现状研究 传统的情绪理论认为，面孔是情绪表达与交流的主要载体，面部表情在情绪识别中起主导作用，因此情绪识别的相关研究大多集中在面部情绪的表达、识别及其神经机制等方面，对声音、躯体等其他情绪载体的研究相对较少(de Gelder， 2009; Hassin， Aviezer， & Bentin， 2013; Zieber， Kangas， Hock， & Bhatt， 2014)。然而，对声音、躯体等其他情绪载体进行研究会突破只依赖于面部情绪研究的传统局面，极大地提高情绪加工研究领域的现实意义(方平，李洋，姜媛，2009；de Gelder， 2009)。 2.1. 面部情绪识别中的群内优势效应 面部表情是个体获得社会信息并做出恰当反应的最重要来源，面部情绪识别是情绪识别中的核心领域(徐胜三，鲁朝权，张福建，1990；Zhang， Wang， & Lou， 2012)。1971年，Izard虽然发现了美国人、欧洲人、日本人和非洲人识别面部表情图片的正确率都大于随机水平，却忽视了东、西方文化背景下被试识别面部表情图片正确率具有差异性的现象。随后，Elfenbein和Ambady (2002b)对87篇情绪跨文化识别的相关文献进行元分析，结果发现情绪跨文化识别中存在一种群内优势效应，即当情绪表达者与情绪识别者来自相同文化时，他们之间的情绪理解与交流更为准确。群内优势效应的提出引起了心理学家的广泛关注，许多研究者从不同的角度验证其存在。Beaupré和Hess (2006)发现非裔、华裔和法裔的加拿大人判断同种文化背景的面部情绪图片所表现出来的自信程度要显著大于判断其他文化背景的面部情绪图片所表现的自信，这在一定程度上支持了群内优势效应。Wickline，Bailey和Nowicki (2009)要求非裔美国学生、欧洲裔美国学生、非洲留学生和欧洲留学生通过面部表情判断非裔美国人和欧裔美国人的面部情绪，结果发现非洲留学生的识别正确率最低，欧洲裔美国学生的识别正确率最高。相似地，Sharma，Sharma和Naz (2017)要求尼日利亚人、印度人和中国人识别这三个文化群体的面部情绪，结果发现，尼日利亚人和印度人识别具有相同文化背景的面部情绪的准确率更高，但有趣地是中国被试未能体现该优势，研究者们认为可能由于中国扁平的面部结构使得面部表情表现不佳，进而无法进行正确识别。 此外，大量研究者考察了面部情绪群内优势效应的神经生理机制。研究发现，人们在识别本族和其他种族人的面部表情时会产生不同的脑区活动。当被试识别与自己相同种族人的面部表情时会激活大脑中的杏仁核和梭状回等部位；当被试识别其他种族人的面部表情时激活了大脑的额叶、枕叶和顶叶区域(Kim， Yoon， Kim， Jeun， Jung， & Choe， 2006; Lee et al.， 2008; Van Bavel， Packer， & Cunningham， 2008)。Lidaka，Nogawa，Kansaku和Sadato (2008)进一步研究了日本人在识别本族人和非本族人的快乐和中性面部情绪时的大脑活动特点，结果发现，相较于判断非本族人的快乐情绪，被试在判断本族人的快乐情绪时后扣带皮层会产生更大的激活，在判断与本族相似的面部情绪时会激活后扣带皮层和颞上回，而左侧杏仁核会在被试判断不同种族的情绪时产生不同的活动。 2.2. 声音情绪识别的群内优势效应 声音情绪识别的群内优势效应研究也引发了很多研究者的兴趣。Albas，McCluskey和Albas (1976)发现印第安人和白人在识别自己文化下的方言语言情绪的正确率更高。相似地，Pell，Monetta，Paulmann和Kotz (2009)发现阿根廷西班牙被试识别本族语言的准确度更高，而识别本国其他与之相似度极低的语言情绪时具有较低的正确率。此外，Wickline，Bailey和Nowicki (2009)要求非裔美国学生、欧洲裔美国学生、非洲留学生和欧洲留学生四组被试通过声音来判断非裔美国人和欧裔美国人的面部情绪，结果与面部情绪识别的群内优势效应一致，非洲留学生的识别正确率最低，欧洲裔美国人的识别正确率最高。对于声音情绪识别中出现群内优势效应，有研究者认为可能是本土文化下声音情绪的表达与解读习惯对非本土文化的声音情绪加工产生了影响，进而导致识别本土文化下声音情绪的正确率要显著高于识别非本土文化下声音情绪的正确率(Elfenbein， Beaupré， Levesque， & Hess， 2007; Mesquita & Frijda， 1992; Pell & Skorup， 2008; Scherer， Banse， & Wallbott， 2001)。 2.3. 躯体情绪识别的群内优势效应 情绪躯体语言(emotional body language)是躯体表现出的情绪信息、协调一致的运动以及有意义行为的统称，也称为躯体表情或姿态表情(de Gelder， 2006)。在远距离的情绪表达中，躯体线索表达和传递的情绪信息更为丰富(Aviezer， Trope， & Todorov， 2012; de Borst & de Gelder， 2016; Martinez， Falvello， Aviezer， & Todorov， 2016)。情绪识别中的群内优势效应在以面部情绪和声音情绪为材料的研究中得到了广泛证实，同样，躯体情绪的群内优势效应也积累了一定的证据(Tuminello & Davidson， 2011)。Roberts和Levenson (2006)要求非裔美国人、华裔美国人、欧洲裔美国人和墨西哥裔美国人观看愉快、悲伤和厌恶的电影片段后报告情绪体验并测量他们的面部情绪表情和生理反应，结果发现，当被试与影片中的演员来自相同的种族时会表现出更强烈的情绪体验、面部情绪以及生理激活。Gray，Mendes和Brown (2008)用录像记录了白人被试和黑人被试在与同种族和不同种族人交往时的表现，要求白人观察者和黑人观察者观看录像并报告录像中被试的焦虑程度，结果发现，只有同种族的观察者能够发现并准确地描述被试的焦虑情绪及其变化过程。此外，de Gelder和Huis in’t Veld (2016)的研究发现，中国被试和荷兰被试对不同情景中的躯体表情识别存在差异，当躯体表情刺激出现在非社会情景中时，中国被试识别躯体情绪的正确率好于荷兰被试。这可能因为中国被试会更容易受到集体主义文化的影响，更加关注情景及他人信息。
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user: 3. 情绪识别的群内优势效应的解释 大多数解释情绪识别中群内优势效应的理论都集中在面部情绪识别的文化差异上，但也有人提出过相关模型来解释声音情绪识别中的群内优势效应。群内优势效应的理论主要集中在情绪表达者和识别者的特性上。Ekman (1972)提出了神经文化理论(neurocultural theory)，认为人们具有一个普遍的、先天的“面部情绪系统”(facial affect program)，使得人们在不同文化背景下识别到的情绪与表达的情绪具有一致性。另一方面，Matsumoto (1989)认为，在不同文化中已知的“解码规则”(decoding rules)会因权利、距离、个人主义等社会因素而有所不同。Elfenbein和Ambady (2003b)考虑到了上述理论在解释群内优势效应时存在一些不足，认真研究了情绪表达者和情绪识别者的文化背景的匹配与互动过程，将语言学中的方言现象与早期的神经文化理论融合在一起并提出了“方言理论”(the dialect theory)，即情绪的普遍“语言”是用不同的方言表达的，人们对特定方言的熟悉程度决定了识别出来的速度和正确率。 Elfenbein和Ambady (2003b)认同Ekman (1972)提出的关于人类具有先天情绪系统的观点，并将其称为普遍情感系统，但Elfenbein和Ambady (2003b)认为人们在识别和表达情绪时也存在一个独特情感系统(specific affect program)，两个系统都会影响个体对不同文化人的情绪识别过程。普遍情感系统就像是一种语言系统，在这个系统中不同文化的群体可以相互识别，具有普遍性；而独特情感系统更像是一种方言，独立地执行相应的功能，受文化、教育等后天环境因素的影响，不同文化的群体以其独特的方式来表达情绪。与神经文化理论相比，方言理论认为情绪识别的文化差异来源有独特情感系统和解码规则，而神经文化理论认为情绪识别的差异仅由解码规则引起，忽视了不同文化个体对情绪理解具有差异性，所以方言理论更具解释力。随后，Elfenbein等人(2007)通过实验对方言理论进行了验证，要求加拿大魁北克和非洲加蓬的被试表现出相同的面部表情并拍照，然后将被试的面部表情图片分解成多个“面部动作单位”进行量化分析。根据方言理论的观点，不同文化的被试同种情绪的面部表情有差异，研究结果发现，两组被试的快乐、生气、悲伤、惊讶等情绪在面部表情特点上存在显著差异，为方言理论提供了有力的实证支持。
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user: 4. 现阶段相关研究存在的问题 虽然现阶段学者从多个视角对情绪识别中群内优势效应进行了大量研究，并取得了有价值的研究成果。但迄今为止，群内优势效应研究中还存在一些困难和不足，对这些困难的突破与解决有望给情绪识别中群内优势效应的研究和干预提供思路及建议。 4.1. 发展性研究不足 不论是行为研究还是神经机制方面的研究，都存在一个很重要的问题，就是发展性研究匮乏。目前大多数研究主要是针对情绪识别的横断研究，欠缺纵向追踪的研究，无法获知人类随着年龄增长而带来的情绪识别特征的变化轨迹，以及不同文化或种族对同一种情绪的识别是否呈现不同发展趋势等相关问题，所以对人们各个年龄段的发展性研究还是有必要的。Brosgole和Weisman (1995)对情绪识别能力的横向评估表明，面部和声音情绪的识别可能在45岁开始下降。Paulmann，Pell和Kotz (2008)发现中年人(38~50岁)在声音情绪识别方面的正确率显著高于年轻人(18~28岁)。此外，McCluskey和Albas (1981)的研究发现，5~65岁的墨西哥和加拿大被试识别愉快、悲伤、爱和愤怒声音情绪的能力随着年龄的增长而增加。由此总结，在情绪的跨文化识别中，随着年龄的上升，对情绪识别的正确率是直线上升还是在一定阶段会平缓或是下降趋势这一问题是不明确的，需要进一步的研究。 4.2. 被试的选取和实验材料的异质性 首先，文化和种族是复杂的、具有巨大异质性的群体，不同文化和种族的内部群体在情绪识别上会表现出很大差异，如何选取、选取哪些群体作为实验被试都是研究者在研究实践中需要仔细斟酌的。其次，部分研究者未选取经过严格取样、科学筛选并具有良好信效度的标准情绪材料进行实验，而选择自制实验材料，但往往难以把握自制实验材料的标准化和信效度等问题，这在一定程度上会影响了实验结果的真实性与科学性。再次，研究者选用基本或复杂的情绪材料也会影响实验结果。如愉快、悲伤等基本面部情绪和声音情绪较易识别，而尴尬、羞愧、爱等复杂的面部情绪和声音情绪难以诱发被试的情绪，从而影响实验结果的科学性与准确性。正是因为多种因素造成了群内优势效应研究具有较低的信效度，使得不同研究成果之间的参照性降低，导致对不同文化和种族的个体对情绪识别的能力争议较大，如在面部情绪识别中有研究指出亚洲人对面部情绪的识别存在困难，但也有研究表面亚洲人对面部情绪的识别与其他文化或种族没有差异。也有研究发现年轻人更倾向于观察上半张脸来识别愤怒情绪，而老年人更倾向于通过下半张脸来识别厌恶情绪(Calder， Young， Kean， & Dean， 2000)。 4.3. 实证研究可操作性困难 从研究设计来看，以往研究主要有平衡设计、非平衡设计和反非平衡设计，其中平衡设计是指制作各文化下所有参与实验的被试的情绪材料，然后全部呈现给所有被试识别(Albas et al.， 1976; Kramer， 1964; McCluskey， Albas， Niemi， Cuevas， & Ferrer， 1975; Paulmann & Uskul， 2013; Sauter， Eisner， Ekman， & Scott， 2010; Tracy & Robins， 2008)；非平衡设计是指采用单一文化背景下的情绪材料呈现给多种文化背景下的被试(Beier & Zautra， 1972; Jürgens， Drolet， Pirow， Scheiner， & Fischer， 2013; Scherer et al.， 2001)；反非平衡设计是指采用多种文化下的情绪材料呈现给一种文化下的被试识别(Laukka et al.， 2013; Pell， Paulmann， Dara， Alasseri， & Kotz， 2009; Thompson & Balkwill， 2006)。每个研究设计各有利弊，需要考虑被试的负荷量以及研究的局限性。此外，实验材料的处理更是体现了对情绪识别研究过程中额外因素的控制。情绪材料不加改动时，是最原始和真实的表现，因此让被试去识别时所得到的也是真实的记录，但又避免不了会怀疑被试是否依据其他额外线索而发生猜测。但若是改动了情绪材料，也许会有效地控制额外变量，消除被试对额外变量的特别猜测和顾忌，却又会考虑其真实性。如自发的非语言发生，被试进行情绪识别时更多地侧重生物特征而忽略文化作用。可见，情绪材料的选择对研究目的和结论起到不可小觑的影响。因此，情绪的跨文化识别研究中的实验设计和材料制作将成为未来完善实验研究的重点。
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user: 5. 情绪识别的群内优势效应研究的展望 分析情绪识别群内优势效应的相关研究，可见，情绪识别的群内优势效应研究目前尚无完整的定论。由于受文化差异性、被试广泛性以及实验材料难易性等因素的影响，国内外研究者还没有得出完整而确切的结论。此外，基础性研究理应服务于教育干预实践。因此，情绪识别的群内优势效应有待进一步深入。 5.1. 进一步完善情绪识别群内优势效应的发展研究 通过研究发现，情绪识别中的群内优势效应是不同文化或种族之间情绪交流障碍的一种表现形式，因此进一步探讨情绪识别中的群内优势效应与跨文化交流之间的关系显得尤为重要。跨文化交流存在障碍是否由某种具体情绪加工或情绪识别不足而导致？情绪识别的群内优势效应是否能对跨文化情绪交流障碍进行干预并提出借鉴？这已经引起研究者的高度重视。但目前还有几个问题值得进一步讨论：首先，确保实验材料的有效性。影响情绪识别群内优势效应的因素是多方面的，但大多数研究选取的是图片、声音、视频等，这些实验材料能否诱发真实的情绪？其研究成果能否精确地预测个体在真实情境中的表现？为了避免受到实验材料的干扰，今后研究应着眼于真实的社交情境中探究跨文化群体进行情绪识别的特点。其次，群内优势效应的研究方法有待进一步完善。正如Matsumoto (2002)所指出的，为了提高情绪跨文化识别研究的信效度，未来的研究应该创造和使用方法上合理的情绪刺激材料，如使用等价的情绪刺激、平衡设计以及纵向追踪的研究设计等。对“群内”的界定不仅要考虑情绪识别者与情绪表达者在文化或种族上的匹配，也要包含个体的社会心理特点(Tajfel， 1982)。最后，多种研究技术的融合。多学科交叉研究是情绪跨文化识别研究发展的必然趋势，特别是行为学和认知神经科学的结合。行为研究能描述个体进行情绪跨文化识别的特点，认知神经科学研究能阐述个体进行情绪跨文化识别的神经生理机制问题。只有多学科结合、多技术融合，才能更全面地探究情绪识别群内优势效应的特征和产生原因。 5.2. 建构以情绪跨文化识别为主的标准化干预方案 虽然关于情绪识别群内优势效应已经取得了很多基础性研究成果，但如何消除群内优势效应，提高跨文化情绪交流效果的教育干预措施却很欠缺。研究人员对情绪跨文化识别的教育干预既要基于自身的经验，也要基于心理学和神经科学的研究成果。研究表明，中年人对声音情绪识别的正确率要好于年轻人(Paulmann， Pell， & Kotz， 2008; McCluskey & Albas， 1981)，因此在教育干预中，对年轻人进行跨文化情绪交流训练的效果要好于中年人。此外，干预的主要目的是提高个体进行情绪跨文化识别的准确率，促进跨文化交流效果。传统的干预训练通常是在特定的教育场所进行，人际交往范围狭窄可能在一定程度上会限制训练效果的发挥。因此，个体可多参加跨文化类的团体活动，自发性地进行交友、沟通，有助于其在日常生活中将学到的社会技能泛化。在我国，情绪跨文化识别的干预研究仍处于起步阶段，鉴于其对跨文化交流领域的深远影响，在未来研究中，需要基于我国文化背景和社会现状，结合质性研究与量化分析，着力构建符合我国情绪跨文化识别的标准化方案，促进情绪跨文化识别的早期干预与教学实践进展。
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user: 摘要 本研究旨在考察初中生人际关系对多元幸福感影响的内部机制。方法：通过整群抽样的方法选取初中生312人，采用人际关系综合诊断量表、青少年心理韧性量表、中学生多元幸福感问卷和自我同一性地位量表进行调查，通过结构方程模型技术考察各变量之间的关系。结果发现：初中生的心理韧性、自我同一性在人际关系与多元幸福感之间起链式中介作用。
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user: 1. 问题提出 初中生处于青春期这一特殊的发展阶段，是生理、心理发展的关键时期，当代初中生由于学业的压力以及外界因素的影响出现了很多心理方面的问题，初中生的心理健康已经成为全社会关注的问题，并且随着积极心理学研究的不断深入，幸福感正逐渐成为心理健康的衡量标准之一(高佳敏，2016；郭晨虹，2018)。幸福感是指人类基于自身的满足感与安全感而主观产生的一系列欣喜与愉悦的情绪。多元幸福感是在主观幸福感和心理幸福感的基础上发展起来的，是对幸福感研究的完善。Seligman (2012)针对主观幸福感的不足提出了新的多元幸福感理论：幸福感是一个多元结构，它包含五个可测量的元素(PERMA)，分别是积极情绪、投入、意义、成就、人际关系。多元幸福感是青少年心理健康、积极发展的重要指标之一，直接或间接影响着个体成长与发展的各个方面(陈红，2016)。因此，多元幸福感的影响因素及内部作用机制成为研究者关注的课题。 基于Lerner发展情境论(张文新，陈光辉，2009)的观点，初中生多元幸福感的发展状况受到情境和个体两方面的循环式交互作用。在情境因素方面，有大量研究指出人际关系是影响幸福感的重要因素，狭义的人际关系是指中学生在校期间与之有关的个体或群体之间形成的关系，主要包括同学关系、师生关系等。王芳(2013)、宋志辉(2013)研究表明中学生的人际关系困扰与主观幸福感具有负相关关系，并有一定的预测作用。在个体因素方面，已有研究表明，中学生的心理韧性和自我同一性发展也与其幸福感有一定的关系。首先，心理韧性(Werner， 1995)又译为心理弹性、复原力、压弹及抗逆力，是在威胁或逆境条件下仍能够表现出较好适应或顺利发展结果的一类心理现象(Masten， 2001)。张玉雪(2015)的研究表明人际关系与心理韧性存在显著正相关的关系，并且赵爱珍(2014)，蒋玉涵、李义安(2011)的研究表明，心理韧性和主观幸福感存在正相关关系，而且心理韧性能够预测主观幸福感的情况。高佳敏(2016)也发现：中学生心理韧性各维度与心理幸福感各维度呈极其显著的正相关关系。并且吴贤华、满丛英(2018)研究表明人际关系不仅可以直接影响其心理韧性，也可以通过情绪调节效能感作为中介间接影响其心理韧性。其次，自我同一性(Erikson， 1995)是个体在特定环境中的自我整合与适应之感，是个体寻求内在一致性和连续性的能力，是对我是谁、我将来的发展方向以及我如何适应社会等问题的主观感受和意识(林崇德，2009)。刘锐(2014)、王汶洁(2013)研究表明大学生人际适应和自我同一性具有正相关关系，自我同一性与心理韧性也息息相关，凌霄、董勇燕和陈华真(2015)发现自我同一性的现在投入和将来愿望因子与心理韧性显著正相关。另外，陈红(2016)研究发现同一性危机水平与多元幸福感呈显著负相关，郝慧媛(2016)、王洪伟(2012)的研究也表明职高生自我同一性的现在投入和将来投入的愿望两维度能够直接影响主观幸福感。 综上所述，以往的研宄更多考察人际交往、心理韧性、自我同一性与多元幸福感两两之间的关系，探讨三者或四者之间的关系较少，尚未有研究探讨初中生人际关系对多元幸福感的作用机制，心理韧性、自我同一性在其中是否起中介作用，因此本研究将探讨初中生人际关系与多元幸福感之间的关系，揭示其内部作用机制，从而为初中生的心理健康教育工作提供理论支持。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 本研究采用整群抽样的方法选取了312名初中生进行问卷调查，被调查学生中男生118人，女生194人，生源地为城镇的有250人，农村的62人；初一23人，初二211人，初三78人，年龄在12.5岁~15.5岁之间；独生子女80人，非独生子女232人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 人际关系综合诊断量表 该量表由郑日昌(1999)编制，共有28个项目，分为四个维度，分别是人际交友、接人待物、人际交谈、和异性交往。每个项目以“是”、“否”来作答，分数越低代表人际关系较好，分数越高则代表人际交往困扰程度越高。本研究中内部一致性系数为0.93，具有良好的信效度。 2.2.2. 青少年心理韧性量表 青少年心韧性量表由胡月琴、甘怡群(2008)编制，量表共有27个题目，分为5个维度，分别为目标专注、情绪控制、积极认知、家庭支持和人际协助，采用5点计分的方法(从1~5表示完全不符合到完全符合)。该问卷内部一致性系数为0.84，进行验证性因素分析后发现家庭支持和人际协助的因子载荷小于0.5，因此将两维度删掉，保留目标专注、情绪控制、积极认知三个维度。 2.2.3. 中学生多元幸福感问卷 中学生多元幸福感问卷由尚文(2014)编制，量表有16个题目，包括四个维度，分别是积极情绪、沉溺投入、成就体验、和谐关系，采用5点计分的方法(从1~5表示非常不符合到非常符合)。本研究中内部一致性系数为0.96，具有良好的信效度。 2.2.4. 自我同一性地位量表 自我同一性测试量表采用张日昇(2000)修订的量表。本量表共12个题目，测查项目由“现在的自我投入”、“过去的危机”、“将来自我投入的愿望”三个量表尺度组成，采用6级评分方法(从1~6表示非常不符合到非常符合)。本研究中内部一致性系数为0.76，具有良好的信效度。 2.3. 统计方法 采用SPSS21.0软件对数据进行描述性统计和相关分析，以及采用Amos21.0软件来检验心理韧性和自我同一性在初中生人际关系和多元幸福感之间的中介效应。 共同方法偏差检验：由于量表是对同一批被试进行的同时施测，受到社会赞许效应的影响，被试在作答时可能会存在作答倾向性。为了控制这种作答倾向带来的偏差，本研究采用Harman单因素分析法对所得数据进行探索性因子分析，结果显示，共计83个题目中有16个大于1的公因子被抽取出来，首因子对总变异的解释率为25.27%，未到达40%的测验标准，所以本研究不存在严重的共同方法偏差，能够进行下一步分析。
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user: 3. 研究结果 3.1. 主要变量的描述分析及相关分析 由表1可知，人际关系、心理韧性、自我同一性以及多元幸福感四个变量之间呈两两正相关的关系，因此可以进行下一步检验。 Table 1 Description analysis and correlation analysis of major variable M ± SD 1 2 3 4 1人际关系 1.67 ± 0.26 -- 2心理韧性 10.43 ± 2.09 0.14 * -- 3自我同一性 16.03 ± 2.59 0.33 ** 0.33 ** -- 4多元幸福感 3.60 ± 1.01 0.42 ** 0.42 ** 0.47 ** -- 表1. 主要变量的描述分析及相关分析 注：**p < 0.01，*p < 0.05。 3.2. 心理韧性和自我同一性影响人际关系与自我同一性关系的链式中介效应检验 采用结构方程模型考察人际关系、心理韧性、自我同一性、多元幸福感之间的关系，其中人际关系是外源潜变量，是模型中的自变量，心理韧性、自我同一性和多元幸福感是内源潜变量，分别是是模型中的中介变量和因变量。结果显示，模型各项拟合值：²/df = 2.94，RMSEA = 0.07，CFI = 0.95，NFI = 0.93，IFI = 0.95均在可接受范围之内，表明该模型拟合良好。为保持模型简洁，本研究省去测量模型，只呈现结构模型图1。 图1显示：首先，人际关系到多元幸福感的直接路径显著(γ = 0.21， p < 0.001)，表明初中生的人际关系能够正向预测多元幸福感；其次，初中生的人际关系能正向预测心理韧性(γ = 0.46， p < 0.001)，心理韧性能正向预测多元幸福感(γ = 0.15， p < 0.05)，表明人际关系可能会通过心理韧性间接影响多元幸福感；再次，人际关系能正向预测自我同一性(γ = 0.19， p < 0.01)，自我同一性能正向预测多元幸福感(γ = 0.43， p < 0.001)，表明人际关系可能会通过自我同一性间接影响多元幸福感；最后，心理韧性能正向预测自我同一性(γ = 0.51， p < 0.001)，表明初中生的心理韧性、自我同一性在人际关系与多元幸福感之间起链式中介作用，即初中生的人际关系状况越好，其心理韧性水平越高，且个体自我同一性发展水平更好，进而提升初中生的多元幸福感。 采用偏差校正百分位Bootstrap法(重复抽取1000次)计算95%的置信区间。结果如表2所示，心理韧性在人际关系与多元幸福感间中介效应95%的区间为(0.08， 0.82)，中介作用显著，效果量为0.38。自我同一性在人际关系与多元幸福感之间中介效应95%的区间为(0.01， 0.05)，效果量为0.10。心理韧性和自我同一性在人际关系和心理韧性之间的链式中介95%的区间为(0.25， 0.76)，中介作用显著，效果量为0.17。三条路径的置信区间皆不包含0，因此中介效应显著。
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user: 4. 讨论 本研究在以往研究的基础上，提出了以人际关系为预测变量，心理韧性和自我同一性为中介变量，多元幸福感为被预测变量的链式中介效应模型。研究结果得出，初中生的人际关系、心理韧性、自我同一性与多元幸福感四个变量两两呈显著正相关，并且心理韧性和自我同一性在人际关系与多元幸福感之间起链式中介作用。 图1. 链式中介模型 Table 2 Mediating effect value and effect siz 中介路径 效应值 η² 中介效应所占比例 区间(95%) 人际关系→心理韧性→多元幸福感 0.23 0.23/0.60 = 0.38 0.23/0.39 = 59% (0.08， 0.82) 人际关系→自我同一性→多元幸福感 0.06 0.06/0.60 = 0.10 0.06/0.39 = 15% (0.01， 0.05) 人际关系→心理韧性→自我同一性→多元幸福感 0.10 0.10/0.60 = 0.17 0.10/0.39 = 26% (0.25， 0.76) 总中介效应 0.39 0.39/0.60 = 0.65 直接效应 0.21 0.21/0.60 = 0.35 总效应 0.60 表2. 中介效应值与效果量 4.1. 人际关系对多元幸福感的影响 相关分析结果显示，人际关系与多元幸福感之间呈显著正相关。中学生作为处在社会、校园中的一个个成员，人际关系对于他们的各个方面都具有重要的影响，人际关系状况如何能够影响个体的幸福感程度。这一研究结果与吴超(2008)的研究相一致，结果显示，中学生的人际关系与多元幸福感具有相关关系，并且人际关系可以有效预测多元幸福感，表明中学生的人际关系困扰得分越少，人际关系的状况就会越好，个体就会得到更高的幸福感。吴超(2008)的研究也得出了类似的结果。因此，这表明无论使用何种方式定义幸福感，使用何种方式测量幸福感，人际关系都与幸福感存在着相关关系，并能预测多元幸福感。这就意味着，如果想要学生拥有更高的幸福感，需要学校构建一个良好的学习、生活环境，需要教师对学生的交谈、与异性交往方面进行指导，在班级中营造和谐的人际关系。 4.2. 心理韧性和自我同一性的链式中介效应 中介效应分析结果表明，心理韧性和自我同一性在人际关系与多元幸福感之间起链式中介作用。首先，本研究发现，中学生心理韧性与个体人际关系和多元幸福感之间存在显著相关，人际关系质量能有效预测心理韧性水平，且较好的人际交往技能可有效提升心理韧性水平，此结果与吴贤华、满丛英(2018)的研究结果一致，而心理韧性水平越高，学生的多元幸福感水平越高，这与程越(2013)及吕良成、周凯(2012)的研究结果一致。因此，中学生人际关系可以直接作用于多元幸福感，还能通过心理韧性的部分中介作用间接影响个体多元幸福感。其次，本研究采用结构方程模型考察自我同一性在人际关系与多元幸福感之间的中介效应，结果表明，人际关系不仅可以直接作用于个体多元幸福感，还能通过自我同一性的中介作用间接影响个体多元幸福感，且各路径的路径系数均达到显著性水平。这说明，人际关系困扰程度越低，学生自我同一性的发展状况越好，其多元幸福感水平越高，这一研究结果也与前人的研究结果一致(罗贤，何特，2014)。 此外，本研究还发现，初中生心理韧性对自我同一性有显著影响，这与凌霄、董勇燕和陈华真(2015)的研究结果一致，因此中学生人际关系可以通过心理韧性、自我同一性的链式中介作用对个体多元幸福感产生间接效应。这表明，人际关系不仅可以通过心理韧性单个中介作用对个体多元幸福感产生影响，还可以通过心理韧性促进学生自我同一性的发展进而提高中学生的多元幸福感水平。 由此可见，人际关系与个体多元幸福感之间的关系可能是非常复杂的。对于中学生而言，拥有较高程度的人际关系困扰时，他们会有意的避免与他人的交往与沟通，选择封闭自己的内心。然而，中学生作为社会、校园、班级中的成员，他们又不可避免地与他人发生联系，可以说是外界逼迫他们进行不情愿的人际交往，在这种刻意的关系中他们会感到困扰，因此他们会更加远离、逃避人际交往，这就造成了恶性循环。另外，自我同一性的建立是一个探索各种可能性并做出承诺的过程，在很大程度上个体都需要与他人就探索过程中的成功经验以及遇到的各种困惑进行交流，使得自己形成更清晰的认识并确定真正适合自己的发展方向。如此，人际关系困扰严重的中学生会失掉很多成长的机会，导致个体的同一性发展状况较差。因而，教育者要着眼于中学生的人际关系发展质量，促进学生人际交往技能的提高，中学生也要及时调节自己的不良情绪，给自己设定目标，乐观的生活，提高自己的心理韧性水平。除此之外，教师、家长和学校要共同做出努力，积极开展心理健康教育工作，帮助中学生提高心理韧性水平，促进其自我同一性的发展，进而使中学生拥有更高水平多元幸福感。
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user: 5. 结论 1) 初中生人际关系、心理韧性、自我同一性与多元幸福感呈显著正相关关系。 2) 初中生的人际关系通过心理韧性和自我同一性对多元幸福感起链式中介作用。具体来说，心理韧性、自我同一性可以分别单独作为中介变量在学生人际关系与多元幸福感之间起中介作用，心理韧性–自我同一性也可以形成中介链在人际关系与多元幸福感之间起中介作用。
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user: 摘要 本文对南开大学的一个考研积分不等式进行分析，给出了一种解答，并在此基础上对其进行了多种形式的推广，有助于在教学中引导学生进行数学探讨。
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user: 摘要 本文我们研究一类无限Abel群，它仅有一个无限子群，即这个群本身。本文首先讨论了这种Abel群的结构和性质，然后给出和这种群有关的两个定理，及相应的证明。
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user: 1. 引言 在群的研究中，有限群的结构通常比较复杂，除非是一些特殊的群如循环群等。相对而言有限Abel群的结构较为简单，易于分析和研究，是最早研究也是研究的最彻底的一类群。但无限Abel群的结构就显得很复杂了，无限Abel群的分类至今也没有完成，对无限Abel群的研究不仅是群论中的一个重要且有意义的问题，并且对解决一些拓扑曲面上的问题也非常有帮助 [ 1 ]。 本文主要研究一类特殊的无限Abel群，这类Abel群的真子群的阶都是有限的。首先，这类群是存在的，例子可以详见下文。这自然的会引出两个问题，对于有这种性质的群，一共会有多少种同构类？它们有着什么共同的性质？关于这两个问题本文得到的主要结果是： 定理1. 如果一个无限Abel群仅存在一个无限子群，即这个群本身，那么这个群必然与 Z ( p ∞ ) 同构( Z ( p ∞ ) 的定义见下文)。 定理2. 设Q为有理数集，Z为整数集，则商群 Q / Z ≅ ⊕ p ∈ ℙ Z p ∞ ( ℙ 表示全体素数的集合)。
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user: 2. 预备知识 本文使用的符号和术语都是标准的。 定义1.1. 令p为一个素数，Q为有理数集，Z为整数集，定义商群Q/Z中的群运算为普通加法，Q/Z 的无限子群 Z ( p ∞ ) 为： Z ( p ∞ ) = { a / p k ¯ ∈ Q / Z | a ， k ∈ Z ， k ≥ 0 } 。 且 Z ( p ∞ ) 有以下性质成立 [ 2 ]： 1) ∀ a ∈ Z ( p ∞ ) ， | a | = p i ， i ∈ Z 。 2) 任取 Z ( p ∞ ) 的真子群H，存在某个整数k使得 H = 〈 1 / p k ¯ 〉 ，自然的，所有 Z ( p ∞ ) 的真子群都是有限群。 3) 任取 Z ( p ∞ ) 的真子群H，有 Z ( p ∞ ) / H ≅ Z ( p ∞ ) 成立。 定义1.2. Abel群族 { G i | i ∈ λ } 的直积记为： ⊕ i ∈ λ G i ，其中 ⊕ i ∈ λ G i 的元素定义为{ x : λ → ∪ i ∈ λ G i | x ( i ) ∈ G i ，并且对除了有限个元之外的所有 x ( i ) 都为单位元}。对 x ， y ∈ ⊕ i ∈ λ G i 定义群加法运算： ( x + y ) ( i ) = x ( i ) + y ( i ) 。 本文的讨论中需要用到以下两个已知的结果。 命题1.1. 有限Abel群分解定理 [ 3 ]：有限Abel群可以分解阶为素数的方幂的循环子群的内直积，且这样的分解方法是唯一的。 命题1.2. Zorn引理 [ 4 ]：在一个非空偏序集中，如果任意链都有上界，那么这个偏序集必然存在极大元。
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user: 摘要 目的：观察心力衰竭患者血清中neuronostatin水平及其与心衰严重程度的关系，探讨其临床意义。方法：选择其中射血分数降低的62例心衰患者作为实验组，并选取同期非心衰患者72例为对照组，采用酶联免疫吸附试验(ELISA)测定血清中neuronostatin水平。结果：心衰组血清中neuronostatin的水平较非心衰组明显升高，差异有统计学意义(p < 0.05)；心功能III级neuronostatin的水平明显高于II级，心功能IV级neuronostatin的水平明显高于II级，差异均有统计学意义(p < 0.05)；经Spearman相关分析，心衰组NST的水平与不同心功能分级呈正相关(r = 0.649， p < 0.05)；采用ROC曲线，neuronostatin诊断心力衰竭的AUC为0.944。结论：血清中NST的水平升高可能与心力衰竭的发生发展有关，且与心功能的分级呈正相关。
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user: 1. 前言 慢性心力衰竭是多种心脏疾病的终末期表现，此时患者心脏功能显著下降，多数伴有明显器质性改变，治疗难度大，预后也差 [ 1 ]。2008年Samon等人基于进化保守序列以及可能的酶切位点进行生物学分析后，在生长抑素前体蛋白的N端预测到了另一个多肽序列，并从猪脾脏和胰腺中提纯到了内源性的多肽，取名为neuronostatin，神经抑素或神经生长抑素，简称NST [ 2 ]。NST的C端是进行高度酰胺化的线性肽，与生长抑素的环状结构不同；NST也在胰腺、心肌等组织中广泛表达，虽然二者是由同一基因进行编码、同一前体蛋白加工修饰而成，二者在不同组织中的含量是不同的：NST在脾脏中最高，生长抑素在下丘脑中最高，表示二者存在不同的加工过程 [ 2 ]。生长抑素能够抑制心脏收缩，与之相似，NST也能够抑制心脏收缩，但二者抑制心脏收缩的机制是不一样的 [ 3 ]。多项动物实验证实NST能够抑制心肌细胞的收缩，但目前国内尚无心力衰竭患者血清NST水平的研究，因此，本研究的目的是初步探索心力衰竭患者血清中NST的水平及其临床意义，现报告如下，
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user: 2. 资料与分析 2.1. 一般资料 选取自2019 年1月~2019年12月在青岛市市立医院东院收治住院的心力衰竭患者，选取其中射血分数降低的62例作为心衰组，并选取同期非心衰患者72例为对照组。纳入标准：1) 心力衰竭组疾病诊断参考《2018中国心力衰竭诊断标准和治疗指南》 [ 4 ]；而心功能分级根据美国纽约心脏病学会(NYHA)心衰分级方案，分为II~IV级。2) 年龄40~90岁；排除标准：与炎症和免疫相关的疾病如溃疡性结肠炎、支气管哮喘、结缔组织病、系统性红斑狼疮、恶性肿瘤、糖尿病等以及使用蛋白、抗炎及免疫抑制剂等治疗者。收集患者的年龄、性别、身高、体重、高血压病史、糖尿病史、冠心病史和吸烟史等一般资料。并根据身高、体重计算BMI，其中高血压、糖尿病、冠心病的诊断是根据高血压、糖尿病、冠心病的诊断和治疗指南来判定的。本研究经医院伦理委员会批准。所有患者均签署知情同意书。 2.2. 研究方法 所有患者均在入院后24 h内采集2份空腹静脉血。一份经离心、分离提取出血清，保存在−80℃冰箱中直至进行NST的测定；另一份送医院实验室行空腹血糖(fasting blood glucose， FBG)、三酰甘油(triacylglycerol， TG)、总胆固醇(total cholesterol， TC)、低密度脂蛋白(low-density lipoprotein， LDL)、高密度脂蛋白(high density lipoprotein， HDL)和N末端脑利钠肽前体(NT-proBNP)的测量。在住院当天有两名不参与实验的心脏超声专家进行心脏彩色多普勒超声检查，测量左室射血分数(left ventricular ejection fraction， LVEF)。血清中NST测定采用酶联免疫吸附试验(ELISA)法，试剂盒(货号：JM-0890H1) 购自江苏晶美生物科技有限公司，实验操作严格按照说明书。 2.3. 统计方法 基线数据中正态分布的连续性变量用均数和标准差表示，采用两独立样本t检验进行统计分析；非正态分布的连续性变量用中位数和四分位数表示，采用两独立样本Wilcoxon U检验。NST和NT-proBNP在不同心衰组中水平比较采用方差分析，两两比较采用Bonferroni检验。NST和NT-proBNP指标和生化指标相关采用spearman相关进行分析。心衰组中NST和NT-proBNP指标与心衰严重程度分析也采用spearman相关分析。心衰相关危险因素分析采用二分类多因素logistic回归分析。采用ROC曲线探究NST和NT-proBNP指标和两者联合对心衰的预测，AUC及其95%CI代表各指标预测心衰的效果，约登指数 = 灵敏度 + 特异度 − 1，选择约登指数最大所对应的NST和NT-proBNP作为截断值。数据录入采用Excel2010，数据分析采用SPSS22.0均以p < 0.05为差异有统计学意义。
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user: 4. 讨论 心力衰竭往往是多种心血管疾病终末的临床综合征，具有较高的发病率和病死率。其发病机制尚不完全清楚。NST能降低左心室舒张最低压(LVDP)，降低左室内压变化速率(dP/dt)，减慢心率，降低心肌细胞峰值缩短速度和细胞缩短及再延长最大速度，不会影响峰值缩短的时间(TPS)和90%的延长时间(TR90) [ 5 ]，NST是利用蛋白激酶A和/或JNK依赖性机制抑制心脏收缩功能，这可能是二者在心脏上的膜受体不同造成的。我们可以得出NST可以导致心脏整体负性收缩反应。在离体灌流大鼠心脏和培养的原代心肌细胞中的实验中，单独使用NST输注对左心室(LV)收缩性能没有显著影响 [ 6 ]。但是，我们发现联合应用神经生长抑素可显著减弱ET-1诱导的左室收缩反应，同时还发现二者联合应用会显著增强ET-1所诱导的p38MAPK磷酸化 [ 6 ]。虽然机制还不完全清楚，但中心因素可能与肌丝对细胞内钙升高的脱敏有关 [ 7 ]。有证据表明，肌浆网Ca 2+ 处理不当会导致心肌收缩力降低 [ 8 ] [ 9 ]。经过神经生长抑素治疗后，发现小鼠心肌细胞肌浆网Ca 2+ 处理不当增加，这可能是肌浆网Ca 2+ 负荷不佳而导致的细胞内Ca 2+ 利用率降低 [ 9 ]，以及改变了肌丝对Ca 2+ 的敏感性有关 [ 10 ]。从这些基础实验我们可以得出，NST抑制心肌细胞收缩的确切机制不清，但可以证实NST可以导致心脏整体负性收缩反应。 本实验数据显示，血清NST水平与血清NT-proBNP呈正相关，与左室射血分数(LVEF)呈负相关，心力衰竭患者不同心功能分级与NST水平存在相关性，随着心功能分级增加，血清NST水平逐渐升高，提示NST高表达慢性心力衰竭患者病情较重、预后较差。用SPSS.22软件进行ROC曲线分析，结果显示NST最佳相对表达水平临界值为9.78 pg/ml，灵敏度95.2%，特异性91.7%，AUC为0.944。 综上所述，加强NST水平的检测对心力衰竭的诊断以及对其心功能分级判定有一定的辅助性价值。NST可作为NT-proBNP等指标的重要补充手段，有潜力成为慢性心力衰竭的标志物，为慢性心力衰竭患者预后评估提供更多临床参考。考虑到本研究标本数量有限及国内外关于NST与心力衰竭的相关研究比较少，有关结论有待进一步扩大标本量再进行深入研究。
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user: 摘要 本文基于第一性原理和密度泛函理论，在局域密度近似以及广义梯度近似下，研究了石墨烯的几何结构和内聚能。石墨烯是由碳原子组成的六角形结构，通过密度泛函理论的计算程序，计算得到了石墨烯体系的总能量，以及孤立碳原子体系的总能量。计算结果表明：石墨烯的内聚能约为−9~−10 eV，对于不同的计算方法及参数，得到的内聚能总为负，这表明石墨烯结构相对于孤立的碳原子来说能量更低。因此相比于孤立的碳原子来说，吸引的相互作用使得系统更倾向于形成石墨烯的结构，说明石墨烯的结构是稳定的。通过本计算模拟研究可对今后石墨烯的结构以及新型结构(例如转角石墨烯)的性能研究及应用发展提供理论参考。
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user: 1. 引言 2004年，英国学者Geim和Novoselov [ 1 ] 发现他们可以用一种很简易的方式获得愈来愈薄的石墨薄片。他们通过从高定向热解石墨中剥离出石墨片，然后将薄片的两面粘在胶带上面，进一步撕开胶带从而将石墨一分为二。正是通过不断地这样操作，最终可以得到仅由一层碳原子构成的石墨烯结构。石墨烯是一种由碳原子组成六角型呈蜂巢晶格的二维材料 [ 2 ]，由于其具有优良的光学、力学、电学性能以及丰富的物理特性，在物理、材料学、加工、能源、医学等领域有着广阔的应用前景 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]，近些年来一直是人们研究的热点。
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user: 3. 计算结果和分析 如图3所示，对于石墨烯体系来说，经历了15步的自洽计算之后，单个原子总能量的变化(total energy/atom convergence)收敛到了0.1000E−05 eV，本征能量变化(eigen-energy convergence)收敛到了0.3333E−06 eV，最终得到的体系总能量为： Finalenergy ， E = − 621.8196941698   eV (8) 图3. 石墨烯总能量计算收敛结果 同样地，如图4所示，对于孤立的碳原子来说，经历了15步的自洽计算之后，单个原子总能量的变化(total energy/atom convergence)收敛到了0.1000E−05 eV，本征能量变化(eigen-energy convergence)收敛到了0.1667E−06 eV。最终得到的体系总能量为： Finalenergy ， E = − 145.3495145913   eV (9) 图4. 孤立碳原子总能量计算收敛结果 对于上面计算得到的石墨烯体系总能量和孤立碳原子总能量，其绝对能量没有精确的物理意义，不同的参数选取和赝势对总能量的影响很大，但是对能量的差值来说，能取得较好的结果，因此，利用内聚能计算公式以及之前得到的结果，可以计算得到石墨烯体系的内聚能为： E = − 621.8196941698   eV − ( − 4 × 145.3495145913   eV ) 4 ≈ − 10.105   eV (10) 因此，得到的石墨烯内聚能为−10.105 eV。 相较于之前的计算过程不同的是，对于石墨烯体系，交换关联泛函采用了广义梯度近似中的PBE函数 [ 16 ]；得到的体系总能量为： Finalenergy ， E = − 620.0817119187   eV (11) 因此，结合之前得到的孤立碳原子的总能量，可以得到的石墨烯体系的内聚能为： E = − 620.0817119187   eV − ( − 4 × 145.3500139220   eV ) 4 ≈ − 9.670414   eV (12) 更进一步地，我们可以通过采用不同的交换关联泛函、提高K空间取点的个数、增加动能截断等方法，计算得到在不同参数下的石墨烯体系总能量，石墨烯和孤立碳原子体系的计算参数和结果分别如表3和表4所示。 Table 3 Calculation of the total energy of graphene under different parameters and method 组别 交换关联泛函 动能截断 K空间取样 赝势 总能量 1 LDA 280 eV 10 * 6 * 1， 30 USP −621.8197 eV 2 LDA 680 eV 10 * 6 * 1， 30 NCP −621.1066 eV 3 GGA-PBE 280 eV 10 * 6 * 1， 30 USP −621.0817 eV 4 GGA-PBE 680 eV 10 * 6 * 1， 30 NCP −621.4323 eV 5 GGA-PBE 750 eV 10 * 6 * 1， 30 NCP −621.4341 eV 表3. 不同参数方法下的石墨烯的总能量计算 Table 4 Calculation of the total energy of isolated carbon atom under different parameters and method 组别 交换关联泛函 动能截断 K空间取样 赝势 总能量 1 LDA 280 eV 1 * 1 * 1， 1 USP −145.3495 eV 2 LDA 680 eV 1 * 1 * 1， 1 NCP −145.2731 eV 3 GGA-PBE 280 eV 1 * 1 * 1， 1 USP −145.7861 eV 4 GGA-PBE 680 eV 1 * 1 * 1， 1 NCP −145.7210 eV 表4. 不同参数方法下的孤立碳原子的总能量计算 于是，即可共20组(5组石墨烯总能量计算 * 4组孤立碳原子总能量计算)不同参数及计算方法下的内聚能，例如，对于石墨烯体系取组4，对于孤立碳原子体系取组3，可得内聚能为−9.0720 eV。所以在不同的参数和计算方法下，得到的石墨烯的内聚能约为−9 eV到−10 eV。
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user: 4. 结果分析与讨论 总的来说，基于第一性原理和密度泛函理论，计算得到了石墨烯材料的内聚能。具体地，基组展开选取了平面波基组展开，赝势采用了模守恒赝势(Norm-conserving)以及超软赝势(Ultra-soft)，交换关联泛函采用了局域密度近似(LDA)以及广义梯度近似(GGA-PBE)，K空间取样采用了Monkhorst-Pack方法。 对于最终的结果来说，得到的内聚能大致在−9 eV到−10 eV。误差主要来自于交换关联项、赝势的选取、动能截断等等。因此，通过调整不同的交换关联泛函、选取不同的赝势、增加动能截断等方法，可以使得计算结果更加地精确。具体地，从表3和表4可以看出，对于石墨烯体系GGA计算得到的总能量相比LDA得到的更高，而对于孤立碳原子结构GGA计算得到的总能量比LDA得到的更低，这可能是因为，石墨烯结构较为致密，而孤立原子结构较为疏松，LDA计算致密结构的能量更接近于真实值，而疏松体系的能量偏大，而GGA相反，疏松结构的能量更接近于真实值，而致密结构则往往偏大。另一方面，对于石墨烯体系和孤立碳原子结构来说，采用模守恒势(NCP)相比于采用超软势(USP)来说，计算得到的总能量均更高。 通过进一步计算可以得到，用GGA计算得到的内聚能相比用LDA计算得到的内聚能更高(绝对值更低)，这可能是因为，GGA在计算孤立原子结构的总能量时偏低，但在计算石墨烯体系时偏高得更多，从而使得GGA得到的内聚能更高。 不同的计算方法和参数设置得到的结果有一定的差异，一方面，可以通过增加动能截断的能量，或者通过理论分析选取合适的方法或者参数，来提高计算结果的准确性；另一方面，未来也可以对比实验的结果，分析出哪种方法或者参数更加地适合石墨烯体系。未来可以将内聚能计算的方法推广到其它的新型量子材料中去，这对于研究新型材料的稳定性以及结构特性等有一定的理论指导意义。
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user: 摘要 目的：综合评价2型糖尿病与冠心病患者心血管事件发生风险的关系。方法：运用计算机检索中国生物医学文献数据库(CBM)、中国学术期刊全文数据库(CNKI)、维普、万方和PubMed数据库，收集1980年以来至2020年8月国内外公开发表的有关2型糖尿病与冠心病患者心血管事件发生相关的研究文献，采用stata12.0软件进行统计学分析。结果：共纳入11篇文献，中文文献9篇，英文文献2篇。漏斗图显示所纳入文献中，经中英文分组分析后未发现显著发表偏倚，可靠性较强。本研究所用病例中糖尿病患者以空腹血糖 > 6.11 mmol/L为标准，本次研究共计包括5490名研究对象。Meta分析结果显示，与对照组相比冠心病患者合并2型糖尿病组心肌梗塞、心律失常、心力衰竭等心血管事件发生风险明显高于单纯冠心病患者(P < 0.05)。结论：较早的讨论糖尿病对冠心病患者预后的影响的文献，发现2型糖尿病与冠心病患者心血管事件发生风险之间关系密切，说明2型糖尿病可能是冠心病患者发生心血管不良事件发生风险增加的原因之一。2型糖尿病导致的高血糖可能会与患病时间、血脂、血压、体重等因素共同作用增加冠心病患者心血管疾病发生的风险，但因所纳入文献可能还因文献质量和纳入病例数量限制，上述结论还需进一步研究进行验证。
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user: 1. 引言 根据最新报告，2019年糖尿病患者在全球已经约4.63亿，其中多数患者是2型糖尿病(Type 2 diabetes mellitus， T2DM)，相当于每11个成人中就有1名患者，这些患者胰岛素相对分泌不足 [ 1 ]。心脑血管事件目前已知的主要病因之一是糖尿病，同时糖尿病患者也往往死于心脑血管事件 [ 2 ]。 冠心病(Coronary heart disease， CAD)是由冠状血管出现粥样斑块引起管腔相对狭窄或堵塞进而导致冠状动脉血液运行不畅，出现的心肌所需血液和氧气缺乏或坏死累及心脏所引起的心脏病 [ 3 ]。冠心病患者脂质代谢紊乱，导致血管内脂质沉积，形成粥状白斑的疾病。随着血脂沉积在血管中的数量增加，血容量减少，血液循环受阻，进而导致心脏缺血 [ 4 ]。在冠心病的患者中，男性发病率略高于女性，稳定或不稳定的心绞痛性心力衰竭、心律失常为特征。因冠心病引发死亡主要是由于发生了心肌梗死 [ 5 ]。对T2DM患者的风险因素(血糖控制、血脂异常治疗、血压控制和微量白蛋白尿治疗)，采用传统的多因素管理对行为进行重点干预，结果显示积极的干预可使心血管死亡率和心血管事件降低一半以上。本文对国内外公开发表的有关T2DM与冠心病患者心血管事件发生风险的研究文献进行Meta分析，评价T2DM是否能增加各种心血管事件的风险，从而为T2DM患者做出更好的心血管事件预警提供依据。
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user: 2. 方法 2.1. 收集检索文献方法 以“2型糖尿病”、“冠心病”与“心血管事件”为主要检索主题词检索以下中文数据库：中国学术期刊全文数据库(CNKI)、中国生物医学文献数据库(CBM)、维普、万方数据库；以“type 2 diabetes”或“diabetes”与“coronary heart disease”进行检索。同时也在PubMed数据库检索“type 2 diabetes”或“coronary heart disease”同义词进，检索整理各数据库1980年至2020年2月所有国内、外公开发表过的有关2型糖尿病与冠心病患者心血管事件之间关系的研究文献。 2.2. 文献纳入与排除标准 纳入标准：① T2DM、CAD诊断标准具有一定的权威性，如符合WHO诊断标准。② 文章内所提供数据为较标准数据。 排除标准：① 文章具有过高的相似性或属于重复报告。② 文献中的研究设计存在较为明显的缺陷。③ 文献所纳入的数据不完整或丢失过多。④ 文献中存在不明确的结局，失访率较高，患者事件结局不明确。⑤ 动物实验和研究。⑥ 患者同时伴有其他原发病甲减，原发性高血压(高血压)，肾病综合征恶性肿瘤等事件。⑦ 排除患者具有增加心血管不良事件发生风险的疾病，如原有一些器质性心脏病如肺心病、心肌病、先天性心脏病等。 2.3. 文献数据提取和文献质量评价 我们对已纳入的文献的评价方法是由两名研究者分别独立阅读提取研究相关的数据。包括第一作者姓名含同第一作者；文献所发表的时间等。对纳入的文献应用Newcastle-Ottawa Scale (NOS)量表评价，评分0~9分，其中0~3分对应低质量研究文献、4~6分对应中质量研究文献和7~9分对应高质量研究文献。若两名研究者评分差别超过2，则以同参与研究的第三人的标准最终评价评分 [ 6 ]。 2.4. 统计学方法 采用stata12.0软件进行统计学计算和分析。研究间的异质性评估基于I 2 值，I 2 值为25%、50%和75%时，分别表示异质性低、中、高。若I 2 ≤ 50%，P < 0.05采用固定效应模型进行合并分析；若I 2 > 50%，P ≤ 0.05则应用随机效应模型进行合并分析。绘制森林图，计算95% CI。采用漏斗图评估发表偏倚，若漏斗图对称，则说明无发表偏倚，反之则认为存在发表偏倚，如存在发表偏倚则对所采用的文章进行采取敏感性分析，判断发表偏倚的来源，并再做漏斗图进行验证。