DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 中国与韩国服装贸易现状 2.1. 中国是韩国最大服装进口地来源，且对韩国服装贸易顺差持续增大 服装贸易在中韩双边贸易中占有重要地位，根据国别数据统计显示，2016年韩国自中国进口的10类商品中，服装位于第六位。如表1所示，中国则在韩国进口服装的来源地中居于首位，占韩国服装进口总额的比重为41.7%，比居第二位的越南高出一倍。 从图1中可以看出：2016年韩国与我国服装贸易总额为4060百万美元，占中韩贸易的2%。我国对 Table 1 South Korea’s top five clothing import source 国家和地区 金额(百万美元) 同比% 占比% 中国 5770 −3.3 41.7 越南 3015 10.3 21.8 印度尼西亚 753 2.9 5.4 意大利 576 5.5 4.2 美国 432 −27.1 3.1 表1. 韩国前五位服装进口地来源 图1. 2005-2016年中韩服装贸易进出口额 韩国的服装出口额保持持续增长，且创历史新高达3484百万美元，韩国成为我国服装贸易第六大出口市场。与此同时，我国自韩国进口服装贸易进口规模持续下降，2016年进口额达576百万美元，创历史新低。自2009年以来，我国对韩国的服装贸易顺差持续扩大，2016年已达到2908百万美元(图1)。 2.2. 中韩FTA协定的降税模式将对中韩服装贸易产生影响 一般情况下，自贸区的建立将会产生贸易创造效应，中韩自贸区的建立也不例外。而且，贸易便利化水平的提高将降低中韩贸易的成本，改善贸易环境，对中韩服装贸易将产生积极影响。但中韩服装贸易到底受哪些影响因素制约，影响程度如何，以及中韩FTA对中韩服装贸易带来怎样的影响，目前还没有学者进行具体的分析和研究。笔者将对中韩贸易便利化指标进行测算，并搜集汇率中国向韩国出口的服装贸易额、两国GDP乘积、人口乘积指标，构建OLS模型，对中韩服装贸易的影响因素进行实证分析。
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user: 四、结论 综上所述，中韩两国的经济规模大小能够促进中国对韩国服装贸易的出口，而两国各自的人口总量状况和汇率指数则与中国对韩国服装贸易的出口呈负相关作用。其次，两国的贸易便利化还未对中国向韩国服装贸易的出口起到显著的促进作用，同时由于中韩自贸区建立的时间较短，正处于发展的初始阶段，使得其对中国向韩国服装贸易的出口也未起到明显的促进作用。最后，利用贸易潜力指数得到中国对韩 Table 1 0 Regression results for each variable in the OLS regression mode 变量 系数 T统计值 P值 C 231.2727 3.025373 0.0232 Ln (YY) 1.834307 3.623531 0.0111 Ln (PP) −20.12979 −2.871549 0.0123 Ln (FF) −0.986147 −0.371304 0.7232 Ln (E) −1.801875 −3.900408 0.0007 D 0.025210 0.166940 0.8729 表10. OLS回归模型下各变量的回归结果 Table 1 1 Regression results of the variables under the modified OLS regression mode 变量 系数 T统计值 P值 C 238.2060 4.510311 0.0020 Ln (YY) 1.767164 5.776777 0.0004 Ln (PP) −20.93356 −4.299090 0.0026 Ln (E) −1.899171 −6.477032 0.0002 表11. 修正后OLS回归模型下各变量的回归结果 Table 1 2 Potential analysis of China’s export trade to Korea in 2012-201 年份 实际值 理论值 实际值/理论值 2012 3267 3370 0.97 2013 3375 3514 0.96 2014 3386 3428 0.99 2015 3391 3474 0.98 2016 3484 3735 0.93 表12. 2012-2016年中国向韩国服装出口贸易的潜力分析 国的服装贸易出口处于贸易合理范围，离贸易饱和还有一定的差距，说明中国对韩国服装贸易出口还有一定的发展空间。 笔者相信在自贸区的不断推动下，自贸区的建立必将有利于中韩两国的服装贸易。因此，在未来的中韩服装贸易中，中国要抓住中韩自贸区推进带来的机遇，如关税减让，甚至两国实施“零关税”等一系列措施，积极利用我国已签署的FTA协定中的投资优惠政策和贸易便利化措施，加强与FTA国家贸易与投资合作。
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user: 1. 引言 青少年时期是个体生理和心理发展的关键阶段及转折期，若身心发展不平衡则会引发心理危机。在美国15~24岁的青少年中有终生社交焦虑障碍的为14.9% [ 1 ] 。残疾人跟健全人相比，往往在社会交往、日常生活、教育、就业、婚姻等方面存在着更大困难，因此更容易在心理上产生困惑和障碍，其心理问题的检出率也更高 [ 2 ] 。 听力障碍是残疾人中数量较多的残疾类型，截止2010年末，我国听力障碍人数为2054万人，约占全国残疾人总数的1/3 [ 3 ] 。处于中学、大学期间的听障青少年学生是身心快速发展的时期，也是融入社会形成人生观和价值观的重要阶段，在面临学业压力，人际关系，恋爱等问题时容易产生负面情绪和心理冲突，他们的心理健康日益受到研究者的关注和重视。有研究表明，聋人学生在人际交往中主观上存在焦虑情绪，具有社交回避现象 [ 4 ] ，这说明对于听障青少年学生来说社交焦虑已成为困扰他们身心健康发展的重要因素。因此，研究听障青少年社交焦虑的影响机制，对于提高听障青少年的心理健康水平具有重要价值，然而目前这方面的研究并不多见。 社交焦虑是个体在与他人交往时体会到不自在，恐惧，紧张和担忧的情绪反应和回避行为 [ 5 ] 。青春期是社交焦虑的多发期，这一点已经得到西方国家相关研究者的普遍认同。应对方式是个体为了处理被自己评价为超出自己能力范围的特定内外环境要求而做出的不断变化的认知和行为努力 [ 6 ] 。有研究表明采用不同应对方式会对个体情绪状态产生不同影响，积极应对对个体的心理健康带来有利影响，而消极应对则对个体的心理健康造成不利影响。曹晖等人研究发现应对方式是影响大学生社交焦虑的因素之一，积极的应对方式有利于降低社交焦虑水平，而消极的应对方式将导致社交焦虑 [ 7 ] 。陶新华等人的研究认为，应对方式是影响聋生心理健康的重要因素 [ 8 ] 。 本研究旨在探讨听障青少年学生的应对方式与社交焦虑的关系，期冀为听障青少年学生的心理健康教育提供依据。
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user: 2. 研究方法 2.1. 被试 采取随机取样的方法，选取山东省、重庆市、贵州等不同省市特殊教育学校共300名听障青少年为被试，回收有效问卷289份，其中男性140人，女性149人；高中生 51人，大一学生58人，大二学生63人，大三学生64人，大四学生53人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 简易应对方式量表(SCSQ) 采用解亚宁 [ 9 ] 1998年编制的简易应对方式量表，该量表包括积极应对和消极应对两个因子，全量表共20个条目，其中1~12条目反映积极应对的特点，13~20条目为消极应对特点。使用四级评分，0~4分分别对应不采用，偶尔采用，有时采用，经常采用四个选项，总分范围0~80分。具有良好的信度和效度。 2.2.3. 交往焦虑量表(IAS) 采用Leary于1983年编制由，《心理卫生评定量表手册》 翻译刊登的版本 [ 10 ] ，该量表为自评量表，包含15个条目，采用五级评分，1~5分分别对应与我一点也不相符、与我有一点儿相符、与我中等相符、与我非常相符、与我极其相符五个选项。量表信度、效度较高。 2.3. 问卷发放方式 采用当面发放问卷的方式，将被试集中在教室当场发放问卷，由手语老师指导被试填写问卷，并现场回收问卷。问卷填写时间为半小时。 2.4. 数据处理 数据采用spss19.0进行T检验、方差分析、相关分析。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 不同年级听障青少年学生社交焦虑和应对方式的得分比较 由表1可知，听障青少年学生社交焦虑上平均得分为(44.05 ± 6.71)分，显著高于量表所给常模(38.9 ± 9.7)分，同时高于我国健听青少年社交焦虑的得分(40.04 ± 8.20) [ 11 ] 。高中听障学生生社交焦虑得分低于大学听障学生，但未达到显著水平。高中听障学生的积极应对方式和消极应对方式得分高于大学听障学生，但不显著。各个年级社交焦虑和应对方式得分无显著差异。 3.2. 青少年社交焦虑和应对方式的性别差异。 通过对不同性别听障青少年学生社交焦虑和应对方式的显著性差异检验得出，女生的社交焦虑程度要稍高于男生，男性在应对方式上的得分略高于女性，但是在本研究中各量表的得分在性别上均无显著差异。 Table 1 Social anxiety and coping styles of hearing impaired adolescent students with different grade 高中 大一 大二 大三 M ± SD F p 应对方式 34.98 ± 4.55 31.71 ± 7.54 31.07 ± 5.28 31.58 ± 6.74 31.45 ± 6.87 0.39 0.67 积极应对 20.01 ± 3.22 16.58 ± 5.74 16.22 ± 4.75 17.04 ± 5.26 16.97 ± 6.11 0.60 0.59 消极应对 14.11 ± 3.55 12.03 ± 5.34 10.89 ± 5.12 11.12 ± 3.81 11.12 ± 5.32 1.29 0.35 社交焦虑 39.12 ± 4.59 43.92 ± 5.14 44.01 ± 4.39 44.84 ± 6.32 44.05 ± 6.71 0.49 0.71 表1. 不同年级听障青少年学生社交焦虑和应对方式得分(M ± SD) 3.3. 听障青少年学生社交焦虑和应对方式的相关分析 由表2可知，应对方式和社交焦虑总分呈正相关；积极应对方式和社交焦虑呈负相关；消极应对方式和社交焦虑得分呈正相关。
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user: 4 讨论 4.1. 听障青少年学生社交焦虑现状 听障青少年的社交焦虑明显高于常模且高于健听青少年，这说明听障青少年面临着更为严重的社交焦虑，在以往的研究发现:社交焦虑或恐怖起病于青春期，25岁以后较少见 [ 12 ] 。而听障青少年正处于这一过渡阶段，面临的人际交往问题较为突出，听障青少年由于缺乏听觉刺激，并存在一定程度上的语言障碍，使其与外界交流的机会相对较少，并且由于生理上的原因，使得他们在与人沟通是面临更多的困难，这方面的困难让他们在与人交往时先得不够自信，并且会表现出偏执和固执的现象，影响其社交 [ 13 ] 。综上所述这些因素都会导致其在社交过程中焦虑水平的偏高，这与以往的研究结果较为一致 [ 14 ] 。听障青少年学生的社交焦虑水平不同年级上并没有显著性的差异，这可能是由于听障青少年的社会支持状况和应对方式都相对固定，学习环境的不同并未对其造成较大的影响。另外从结果中可以看出听障青少年的社交焦虑水平在男女性别间差异不显著，与国外已有的关于社交焦虑的研究相符 [ 15 ] ，说明社交焦虑不存在性别特异性。 4.2. 听障青少年学生应对方式现状 听障青少年的应对方式不存在显著年级差异；在应对方式上，男性的积极应对得分略高于女性，而女性的消极应对得分略高于男性。可能是应为男学生更热衷于人际交往和户外活动，更倾向于运用积极的应对方式。 4.3. 听障青少年学生社交焦虑于应对方式的关系 由表3可知应对方式和社交焦虑总体上呈正相关。积极应对方式与社会焦虑呈负相关，而消极的应 Table 2 Social anxiety and coping styles of hearing impaired adolescent students with different gende 男 女 t 社交焦虑 43.56 ± 5.62 44.64 ± 6.21 −0.95 积极应对 17.04 ± 5.81 16.80 ± 5.42 0.94 消极应对 11.04 ± 4.32 11.40 ± 4.30 −0.53 应对方式 31.51 ± 5.45 31.39 ± 6.12 0.36 表2. 不同性别听障青少年学生社交焦虑和应对方式得分(M ± SD) Table 3 Correlation analysis between coping style and social anxiety of hearing impaired adolescent student 应对方式 积极应对 消极应对 社交焦虑 应对方式 1 积极应对 0.423 ** 1 消极应对 0.698 ** 0.186 1 社交焦虑 0.201 ** −0.311 ** 0.269 ** 1 表3. 听障青少年学生社交焦虑和应对方式的相关分析 对方式与社会焦虑呈负相关，这说明听障青少年采取积极的应对方式时能有效的降低其在人际交往过程中的焦虑水平，反之采取消极应对方式则更容易使社交焦虑水平升高。积极的应对方式包括宣泄、放松、解决问题等，这些方式都能够有效的达到调整自身与不和谐环境的关系，从而消除焦虑；而消极的应对方式，如逃避、幻想、自责等将加剧与环境的不和谐，导致更加严重的焦虑等负面情绪。因此不同的应对方式能有效预测焦虑水平。
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user: 摘 要 本研究以荣民医疗体系为对象做讨论且以管理者角度做分析，主要以科技接受模式结合任务科技适配模式为基础，纳入组织文化因素成为研究构面，以了解哪些因素会影响自家员工使用行动医疗服务APP之行为意图。本研究以结构式问卷针对已使用过行动医疗服务APP之荣民医疗体系从业人员进行问卷发放，共收集到289份有效问卷，回收率达83%，并以统计软件Smart PLS 3.2与SPSS 22.0去验证各变量之间的假设关系及依变量间之解释能力。研究结果发现，知觉有用性及知觉易用性对使用行为意图具有正向显着影响；任务科技适配度及组织文化对知觉有用性有正向影响；科技特性、任务特性变项对任务科技适配度具有正向影响。 关键词 :行动医疗服务APP，任务科技适配理论，科技接受理论，组织文化 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 台湾地区健保制度下所提供医疗可便性与可近性让民众可随时就医，但过程中往往无法掌握就诊服务时间，导致耗费许多时间于咨询或等待中，而在信息科技发展协助下，缩短医疗行政程序时间已是医疗机构实施便民措施主流。近年来，院所行动挂号APP已成为各医院必备便民服务系统，民众会选择对于自己便利之工具达成就医目标，而机构内工作人员是否对于运用自家医院所开发之工具来达成就医需求进而协助推广院方提供之新科技，也是可细部探讨的领域。 国际研究暨顾问机构Gartner也表示，“行动装置”与其应用程序“APP”(Mobile application)会是2014年影响企业策略与趋势中的重要关键，由此显示如何将行动装置的应用转化成竞争力优势已然成为当今企业无可避免必须慎思的议题 [ 1 ] 。 Benavides et al. (2011) [ 2 ] 近来医院透过行动装置提供便捷医疗服务日渐增多，国内医疗院所也针对行动上网的实时性、便利性与可移植性，陆续有医院整合各种相关信息服务在行动挂号系统中，并开发于智能型装置上的行动医疗服务应用程序(即行动挂号APP)，方便挂号患者或使用者能随时取得所需之信息或在线预约功能 [ 3 ] 。而该项行动应用服务APP即能针对就诊之科别与医院所提供的服务，建立预测医师看诊时间之医疗行为模式，作为候诊时间之依据，缩短患者至医院就诊等候时间，以提升医疗院所服务质量。 上架后的App表现如何，是否能有效将商品或服务营销至客户手中，想必这是企业最关心的问题，资策会(FIND)在2014年报导指出，行动市场将成为兵家必争之地，且有助品牌形象提升。 面对来势汹汹的智慧医疗时代，人们除了积极思考医院智能医疗需求外，更需关注智能医疗所带来的信息挑战，如软硬件投资成本、无所不在的便利性与信息安全的取舍等 [ 4 ] 。有效的内部营销被认为是一个企业生存和发展的关键因素 [ 5 ] ，更有相关文献提及顾客是公司赖以生存的依靠，而提供服务能满足顾客的有赖于员工的付出，而顾客满意度与忠诚度更仰赖员工与顾客间共同努力来产生，员工对顾客提供的服务质量与员工之工作态度所形成的满意度有所相同，由此可见员工与顾客满意度间关系是密切的 [ 6 ] 。 黄东益(2009) [ 7 ] 研究特别强调内部顾客对电子化政府种种措施的满意与否，以及其对工作和其他层面的影响，也是评估电子化政府的一个重要指标，政府对于科技的引进，如果没有内部顾客的配合与支持，也将无法成功。当企业组织在引进一项新信息科技时，多数组织成员会产生焦虑 [ 8 ] ，过去经验显示机构大规模引进信息通讯科技的失败，主要在于忽略组织内部成员之个人因素。 洪佳仪等人 (2012) [ 9 ] 研究发现当医院欲导入新颖科技产品或是新的系统时，必须先知道使用该产品员工的行为意向，员工的使用行为在导入过程中占有相当的重要性，也就是说医院若是能将使用新的科技产品所应具备的资源、知识将医院员工的行为意向提高，则可增加员工对科技产品使用的可能性，进而提升满意度，而员工满意度提高即能产生好的服务质量进而可协助推广新政策产品或倡导讯息。 刘仲矩、黄湘凌(2014) [ 10 ] 有关APP服务的文献渐多，多锁定焦点在使用端对APP行为意图探讨，但Sasser and Arbeit (1976) [ 11 ] 强调成功的外部营销依赖与顾客接触的服务员工之表现，且机构内服务之工作人员亦属于潜在使用者且也最有机会运用医疗服务APP所提供之功能与民众及亲友作咨询上指引，因此应视员工为最重要的内部顾客，但现今却鲜少研究针对从业人员族群探讨组织导入之便民系统之看法与其使用意图。 因此本研究希望透过荣民医疗体系从业人员且使用过行动医疗服务APP作为调查对象，以了解从业人员对新科技之使用因素，进而协助机构推广新科技产品，让组织投资之科技发挥其最大效益。
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user: 2. 文献探讨 2.1. 行动医疗服务APP 行动科技(Mobile Technology)可以定义为一种小且具有计算机运算能力，并且能透过无线网络及卫星来进行通讯的便携设备如智能型手机 [ 12 ] ，在2007年Apple App Store出现，鼓励业者开发(application， App)。 根据应用战略咨询及市场研究(Research 2 Guidance)统计，智能型手机用户平均每天会花55分钟使用行动应用程序，其中约有三分之一使用者会下载安装与使用行动健康医疗照护应用程序 [ 13 ] 。在全球行动通讯大会(GSMA)调查显示全球将有50亿名智能型手机用户使用健康照护(Health Care)应用程序，至2017年时，全球行动医疗照护市场的获利将达230亿美元。 随着行动装置之普及与盛行，允许员工使用个人拥有的行动设备BYOD (Bring Your Own Device)风潮亦逐步走入医院，忙碌的各医疗院所中，行动装置愈来愈常被用来存取医疗信息系统(Hospital Information Systems， HIS)。除了行动性优点，这些行动装置还能够简化工作流程和改善医病关系 [ 14 ] 。现今社会愈多人把行动装置当成平时沟通的工具，除了提供娱乐与信息查询的功能外，应用程序Apps在各个产业中也扮演提升服务质量的重要角色，医疗产业与医疗服务也不例外，加上3G的热门及智能型手机的普及，人们普遍使用手机上网查询信息或执行相关就医需求任务，而专门给就医病人查看之APP繁多，如在线挂号、查询药物、看诊时间、吃药时间、到号通知、查看人数、门诊候诊时间计算等，来提供医务上之方便性。本研究之行动医疗服务App为医疗机构为方便民众就医所开发出来，其功能包含实时查询医生门诊表，包含医生停、代诊等最新状况之行动医疗服务，目前为止台湾地区69家医院皆有提供行动医疗服务APP供下载使用。 2.2. 组织文化 Wallach (1983) [ 15 ] 认为组织文化就是组织内的员工能够共享所了解的事物，使员工能了解在公司内应该如何做事。Robbins (2001) [ 16 ] 指出组织文化的定义：“组织成员所共同抱持的意义体系，使得组织不同于其他组织”。 本研究结合Robbins (2001) [ 16 ] 与邱天佑(2007) [ 17 ] 的定义，将组织文化定义为“组织独特的行为模式及规范，影响组织成员的思想、观念和行为，为成员共同遵守的信念以及集体认定的价值观。”组织中的文化特性会影响到组织内的信任气氛 [ 18 ] 。Putthiwanit (2015) [ 19 ] 针对跨国性企业对其各国组织文化的员工进行创新表现测试，显示不同组织文化的员工有各自独特点，且同个集团里不同组织文化会有互补作用进而提升企业的竞争力。Parker et al. (2003) [ 20 ] 认为他们的组织环境的方式也影响员工的态度，积极性和性能，Mahl et al. (2015) [ 21 ] 在研究中提及，成年人的组织文化在治疗过程中会对治疗效果产生显着影响，甚至会影响到治疗预后程度。Belias et al. (2015) [ 22 ] 对希腊银行业员工进行调查，结果显示员工对于公司组织文化对其工作满意度是有显着影响，而公司的组织文化类型是会影响员工各方面的观念，态度和行为。Rus and Rusu (2015) [ 23 ] 认为每一个组织，不分地区，国家或部门，都有自己的文化。而公共机构的组织文化更有别于私人组织的组织文化，认为大多数企业科技导入该资源的规划时主要问题点是来自组织而不是技术问题，例如社会和组织文化上的障碍。在研究显示，公立医院文化因素影响用户的使用态度，故医院应制定如何提高员工对医院组织文化的理解是极具重要之实际意义。 组织文化构面会正向影响企业内营运绩效 [ 24 ] ，总体而言组织文化对于用户的知觉有用性是有显着影响。医院是一种需要“高度技术服务”行业，个人与组织互动过程中会受组织情境、组织文化所影响。故本研究将组织文化变项纳入模型中探讨其对机构内不同单位从业人员之影响。 2.3. 任务科技适配性模式 任务-科技适配模式架构：任务-科技适配论架构包含两个部份，如图所示架构图的上半部是适配理论，包含“任务”、“科技”、“个人”特性和“任务-科技适配度”等四个构念，主要是在说明信息系统在任务、科技和个人之间互相适配时，会对绩效产生正面的影响 (Goodhue， 1988) [ 25 ] ；模式的下半部则是加入“态度和行为理论” [ 26 ] ，阐述信念、外在影响和社会规范等因素，会影响个体决定使用或不使用某个信息科技。 TTF之理论，“科技”是指可以帮助个人用来完成特定任务的工具及相关措施。“任务”是使用科技所要完成的工作，他也可以概念地定义为个人将输入转成产出的行为。任务科技适配度：为“科技可以协助个人完成特定任务的程度”，其重点在于系统特性能符合使用这需求的程度。 用户对信息系统的评价高低常用来评断信息系统的建置是否成功，但他是否能客观的评量系统的目标绩效则很难认定。Goodhue et al. (2000) [ 27 ] 以任务科技适配来检验在强制 (Mandatory) 使用系统的情况下，研究结果发现若使用者能够得到绩效的回馈信息，则任务科技适配度对于绩效的预测能力会比没有回馈来的有效。 Aljukhadar et al. (2014) [ 28 ] 研究运用TTF模型探讨用户对网站使用意图，调查任务完成对用户行为意图和网站特点之影响；D’Ambra et al. (2013) [ 29 ] 依据TTF模型探讨了任务，科技和个人特质对电子书的学术环境指出构面特性皆有显着影响；这也证实了TTF对个人的表现和电子图书使用行为具有显着性影响。根据以上文献显示，任务科技适配理论可运用于探讨用户对信息系统之采用因素，因此本研究将此理论纳入研究架构中探讨从业人员对于行动医疗服务APP使用意图之影响。 2.4. 科技接受理论 1986年由 Davis根据理性行为理论为基础所发展出来的行为意念模式。其目的在找出一种有效的行为模式，用于解释计算机科技中用户接受新信息系统的行为，同时分析影响使用者接受的各项因素。此模型提供了一个理论基础，用以了解外部因子对使用者内部的信念、态度与意图的影响，进而影响科技使用的情形，此模型能够普遍应用于解释或预测信息科技使用的影响因素 [ 30 ] 。 科技接受模型以知觉有用和知觉易用为独立变量，用户态度、行为意图和使用行为为相依变量。主张知觉有用性与易用性会影响使用科技的态度，进而影响具体的行为表现，也主张人对信息科技的使用受其行为意图所影响。模型主要是以知觉有用性及知觉易用性作为解释及推论使用者态度及行为意图，而知觉有用性及知觉易用性则受到外部变量影响 [ 30 ] 。 知觉有用 (Perceived usefulness)：Davis认为影响态度最主要的信念会影响使用者对使用科技的态度进而影响使用行为意向，而使用意向则进一步影响使用的行为；知觉易用(perceived ease of use)：指使用者知觉到科技容易使用的程度；行为意图(behavioral intention to use)：信息系统的使用决定于行为意图，而行为意图同时受个人对科技的使用态度与知觉有用所影响 [ 30 ] 。
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user: 3. 研究方法 3.1. 研究架构 本研究架构理论采用系统应用面：任务-科技适配理论 (TTF Model) 结合个人面之科技接受理论 (TAM Model) 共同深入探讨影响从业人员对使用行动医疗服务APP行为意图之架构为本研究研究模型。 根据文献探讨相关文献之分析与汇整，其研究模型变量，包括“任务特性”、“科技特性”、“科技任务适配度”、“组织文化”、“知觉有用性”、“知觉易用性”、“使用行为意图”等八个变量。根据上述，延伸提出的研究架构图如图1所示： 3.2. 研究假说 1. 科技特性与任务特性对适配度影响 Pagani (2006) [ 31 ] 认为TTF试图解释任务和科技的特点如何影响系统的运用成果，在架构中，任务和科技对于使用行为目标具有间接影响效果，运用科技工具或特性的用户来执行自身任务皆达显着效果 [ 32 ] 。运用TTF架构四个主要结构-任务特性，科技特性、个人特质与任务科技适配度是关注在何种任务程度上科技所提供的功能是符合任务的要求 [ 33 ] 。总之，TTF模型的最终宗旨是，科技特性越能提供任务的解决，则任务科技适配度就会越高，亦具有较多用户愿意使用系统，促使该系统使用率提高。有鉴于此，本研究提出： 【H1】：用户的“任务特性”会正向影响行动医疗服务APP的“任务科技适配度” 【H2】：行动医疗服务APP的“科技特性”会正向影响用户的“任务科技适配度” 2. 组织文化对知觉有用性影响 Rus and Rusu (2015) [ 23 ] 认为每一个组织，不分地区，国家或部门，都有自己的文化。而公共机构的 图1. 研究架构 组织文化更有别于私人组织的组织文化，认为大多数企业科技导入该资源的规划主要问题是来自组织而不是技术问题。Belias et al. (2015) [ 22 ] 对希腊银行业员工进行调查，结果显示员工对于公司组织文化对其工作满意度是有显着影响，而公司的组织文化类型是会影响员工各方面的观念，态度和行为。有鉴于此提出： 【H3】：Facebook使用者使用医疗社群网站之“知觉有趣性”会正向影响“态度”。 3. 任务科技适配度对知觉有用性及知觉易用性影响 McGill and Klobas (2009) [ 34 ] 学生对于使用在线教学软件来进行学习，其任务和科技之间良好的适配度将产生改进学习成果的期望。在Wu and Chen (2017) [ 35 ] 持续使用在线课程的因素，其结果显示任务科技适配度会显着影响知觉有用性及知觉易用性。有鉴于此，本研究提出： 【H4】：用户对行动医疗服务的“任务科技适配度”会正向影响对行动医疗服务的“知觉有用性” 【H5】：用户对行动医疗服务的“任务科技适配度”会正向影响对行动医疗服务的“知觉易用性” 4. 知觉有用性及知觉易用性对使用意图之影响 Davis (1989) [ 36 ] 定义“知觉有用性”为使用者主观的认知使用此信息系统对于工作表现及未来是有帮助，且根据Fishbein and Ajzen (1975) [ 26 ] 理性行为理论观点认为其会对行为意向产生影响。Hidayanto et al.(2014) [ 37 ] 研究结果显示知觉有用性会正向影响E-book的使用意图。Moon et al. (2014) [ 38 ] 员工使用POS意图的研究中，知觉有用性及知觉易用性显着影响使用意图。有鉴于此，提出以下假说： 【H6】：使用者对行动医疗服务的“知觉有用性”会正向影响对系统“使用行为意图” 【H7】：使用者对行动医疗服务的“知觉易用性”会正向影响对系统“使用行为意图” 3.4. 问卷设计 本研究共分为七个研究构面，此外，本研究亦参考相关文献之后，将问项修改为符合本研究之主要目的。为了促使问卷内容具备信度与效度，待问卷设计完成之后，在问卷初稿完成时，寻求医管、信息及相关领域之专检视问卷内容，力求能明确表达各问项真切之涵义，将问卷中语意不清及容易混淆之部分进行修正达到适切性、完整性、代表性。本问卷在设计部份采用李克特五点尺度做为评分之标准。 问卷之问项如表1所示： 3.5. 样本来源及抽样方法 问卷收发时间为2016年4月底至5月底，样本以某荣民体系从业人员为主要调查对象，采用纸本问卷调查发放，并以立意抽样方式收集组织内工作人员对行动挂号系统使用意图之探讨。本研究亦申请人体试验委员会(Institutional Review Board)临床试验研究计划，计划编号为【SE16106A】。研究地点以台湾地区南部某区域教学医院之院内人员为主，排除未曾使用过行动医疗服务APP之人员。 3.6. 数据分析方法 本研究将对回收之有效问卷，使用SPSS 22统计软件针对受测者之基本资料以叙述性统计方式实行分析，信度与效度则以Smart PLS 3.2软件来进行样本之分析，目的在于为了解所搜集的样本之合理性，以确保本研究之统计分析结果具有意义。
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user: 4. 资料分析与结果 4.1. 信度与效度分析 4.1.1. 信度分析 本研究各个构面的Cronbach’s α值，皆介于0.880至0.942之间，均达Cronbach’s α值0.7以上之标 Table 1 Variable evaluation item 变数 问项内容 参考文献来源 任务特性 1.我需要经常收寻就医信息相关数据 2.我经常需要协助亲友挂号 3.就医时，我会特别关注看诊进度 Goodhue and Thompson (1995) [ 39 ] 科技特性 4.行动挂号APP与用户互动是有弹性的 5.行动挂号APP在使用上是实时性的 6.行动医疗服务APP可实时收寻到所需信息 Goodhue and Thompson (1995) [ 39 ] 组织文化 7.医院鼓励您使用行动医疗服务APP 8.医院要求您须使用行动医疗服务APP协助就医民众 9.医院像大家庭，成员间能分享彼此使用行动医疗服务APP经验 10.医院能主动协助您操作行动医疗服务APP相关动作 11.医院管理风格较着重于便民科技导入使用 Wallach (1983) [ 15 ] 任务-科技适配度 12.行动医疗服务APP提供之功能是我所需要的 13.行动医疗服务APP系统所提供的信息都是真的 14.行动医疗服务APP内提供的信息够清楚、容易了解 15.行动医疗服务APP的信息更新速度是符合需求的 16.行动医疗服务APP内所呈现的界面是可让人理解的 17.行动医疗服务APP提供的信息与医院网站传达的讯息是一致的 Goodhue and Thompson (1995) [ 39 ] 知觉有用性 18.我认为使用行动医疗服务APP会提高我协助亲友或民众就医时之便利性 19.我相信在我协助亲友或民众就医时使用行动医疗服务APP将提高我的效率 20.我认为使用行动医疗服务APP将提高我协助亲友或民众至本院就医上之成效 21.总体来说，我发现行动医疗服务APP在协助亲友或民众就医流程中使用是有用的 Davies (1989) [ 36 ] 知觉易用性 22.我发现行动医疗服务APP简单易学 23.我发现行动医疗服务APP接口很容易使用及操作 24.我发现很容易让我熟练地使用行动医疗服务APP 25.行动医疗服务APP取得的信息明确且易懂 26.我认为行动医疗服务APP的使用非常繁琐 Davies (1989) [ 36 ] 使用行为意图 27.假设行动医疗服务APP将适用我协助亲友或民众就医相关程序，未来我会定期使用 28.我打算使用行动医疗服务APP在我需要协助亲友或 民众就医相关程序上之服务 29.我愿意经常使用行动医疗服务APP Davies (1989) [ 36 ] 表1. 各变量问项内容汇整 准，显示各构面大多具有高信度，而整份问卷之Cronbach’s α值亦达0.962。总体而言，本问卷之信度一致性与稳定性高。如表2所示。 4.1.2. 效度分析 在进行因素分析之前，须先透过取样适切性量数(Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy， KMO)与Bartlett球形检定来判别是否能够测量出变量间之相关性。KMO值愈大则代表愈适合进行因素分析，而本研究KMO值采Hair et al. (1998) [ 40 ] 之建议作为判定依据，若KMO值大于0.6，则适合实行因素分析。 运用统计软件SPSS 22对289份有效问卷进行KMO与Bartlett球形检定。分析结果如表3所示，显 Table 2 Reliability analysis result of each variabl 构面 Cronbach’s α值 整份问卷Cronbach’s α值 组织文化 0.902 0.962 任务特性 0.880 科技特性 0.942 任务科技适配度 0.912 知觉有用性 0.928 知觉易用性 0.901 使用意图 0.896 表2. 各研究变数信度 Table 3 MO and Bartlett tes Kaiser-Meyer-Olkin 测量取样适当性。 0.941 Bartlett 的球形检定 近似卡方分配 7615.635 df 406 显着性 0.000 表3. KMO与Bartlett球形检定 示本研究之KMO值为0.941 > 0.6，artlett 球形检定统计量p值为0.000 < α = 0.01达显着水平，表示适合进行因素分析。 4.2. 结构模型分析 4.2.1. 本路径系数检定 本研究以统计软件SmartPLS 3.2内建的BootStrap法对205份有效问卷进行路径分析系数(Path Coefficient)之检定，将样本数反复进行1000次抽样后，计算出路径系数(β)及t-value值，由路径分析可得知研究变量间关系之方向与强度，若系数为正值，代表变量之间呈现正向相关；若为负值则为反向相关，检定结果如图2所示。显示本本研究路径系数检定结果，变量“社群转换成本”对“忠诚度”不显着，其余假说皆为显着关系。 4.2.2. 模型预测力之评估 本研究以统计软件SmartPLS 3.2针对289份有效问卷进行模型预测力估计。经由检测结果可知本研究变量之知觉易用性的R 2 为36.7%，显示知觉易用性对使用意度尚待加强，其解释力偏低表示还有其他因素未被找出；而在适配度、使用意图之部分，R 2 值分别为61.7%、59.2%，显示二者均具有充足之解释力，如表4所示。 4.3. 研究假说检定结果 假设检定结果如表5所示。
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user: 5. 结论与建议 5.1. 研究结论与讨论 综观针对行动医疗服务APP之研究，大多仍着重于技术面及民众之观点，忽略内部顾客可带来之效 图2. 结构模型之路径图 Table 4 Model predictive powe 构面 R 2 PEOU 0.367 PU 0.537 TTF 0.592 UI 0.617 表4. 型预测力估计 Table 5 The Hypothesis Test Result 编号 研究假说 关系 结果 H1 用户的“任务特性”会正向影响行动医疗服务APP的“任务科技适配度” 正向 ○ H2 行动医疗服务APP的“科技特性”会正向影响用户的“任务科技适配度” 正向 ○ H3 各单位间之“组织文化”会正向影响用户对系统“知觉有用性” 正向 ○ H4 用户对行动医疗服务的“任务科技适配度”会正向影响对行动医疗服务的“知觉有用性” 正向 ○ H5 用户对行动医疗服务的“任务科技适配度”会正向影响对行动医疗服务的“知觉易用性” 正向 ○ H6 使用者对行动医疗服务的“知觉有用性”会正向影响对系统“使用行为意图” 正向 ○ H7 使用者对行动医疗服务的“知觉易用性”会正向影响对系统“使用行为意图” 正向 ○ 备注○：检定结果成立；X：检定结果不成立 表5. 究假说检定结果汇整表 益与潜在营销潜力，当院内同仁对于积极开发之便民服务不以为然或认为不符合使用时，将造成院方推广阻碍，本研究透过以科技接受模式为基础的研究架构进行检验，了解哪些因素是员工对使用行动医疗服务APP所考虑的因子，以供未来相关单位在资源投入上可以有所依据，研究结果证明使用者在使用行动医疗服务APP的知觉有用性、知觉易用性、任务特性、科技特性、适配度及各单位组织文化均正向于使用者之使用意图，鉴于路径系数可显然得知任务科技适配度对于使用者于行动医疗服务APP之使用意图影响最高，整体而言让使用者使用HAPP，具备正向知觉有用性、知觉易用性是最重要的枢纽构面，而任务特性与科技特性亦具备有相当之影响程度。 本研究7项研究假说，7项假说皆成立，且7项假说皆具有显着性影响，以下将依据研究模型之实证结果，针对各构面之影响因素，综合过去文献进行比较以及探讨。另外，研究模式对影响用户使用行动医疗服务APP之因素，其解释能力(R 2 )为61.7%，并将实证所得之结果，归纳于下述讨论与发现。 本研究之研究对象单就以曾经使用过行动医疗服务APP之从业人员，发现院内使用过之人数极少，故建议后续研究者能针对未曾使用过行动医疗服务APP之从业人员进行相关之研究，并扩大样本数及年龄层，进而更加详细地检验样本特性，增进样本代表性，以及论述其异同之处并找出不愿使用关键因素。 本研究模型对探讨使用行动医疗服务APP检验之文献仍相当缺乏，建议后续研究者可以本研究模型为基础，纳入其他可能的用户特征以及行动医疗服务APP之特性变量或因本研究之组织文化特性达正向影响效果，可再增加同侪影响等相关变量，以达更完善、准确之实证研究。此外，从实证结果可知，使用行为意图亦受知觉有用性及知觉易用性所影响，建议后续研究者可针对更多元化之变项相关因子达更深化的探悉，以了解其对使用者采用行动医疗服务APP之行为的影响
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user: 摘 要 钠质方沸石(霞石)响岩与超钾质粗面岩具有不同的岩石学特征，暗示了它们可能来源于不同的岩浆源区。富钠的过碱性火成岩岩石的形成通常指示了一个造山后或非造山的伸展构造体制的出现。 关键词 :钠质方沸石(霞石)响岩，超钾质粗面岩，特征 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 采样地质背景及研究现状 采样位置位于拉萨地块中部的南北向裂谷中米巴勒(图1)，属于南北向地堑的一部分。地堑以当雄-文部活动断裂和脚相给活动断裂为边界，由当穹错、当若雍错和许如错断陷盆地组成。断陷盆地两侧断块山地发育，地堑两侧边界由于断裂活动形成了大规模的断层崖、断层三角面。区内现代湖泊发育，湖泊呈长条形，并与活动断裂带走向一致。在当若雍错两侧的亚前、米巴勒、仪仟等地有中新世以来的火山活动，岩体总体呈南北向串珠状展布，岩性有白榴石响岩、碱玄岩、粗安岩、碱性粗面岩、安山岩、凝灰岩等。早期为粗面质-碱玄质岩浆的喷溢和侵出，晚期为碱质岩浆的喷溢和爆发并形成弯状火山、岩流、岩钟、岩舌等火山构造及山岳、穹丘等火山地貌，后期沿南北向断裂有花岗斑岩侵位 [ 1 ] 。 前人对拉萨地块中西部中新世钾质-超钾质岩及钠质方沸石(霞石)响岩已经有一定研究 [ 2 ] [ 3 ] ，他们主要集中在地球化学和矿物学方面的研究，岩石学对比研究未曾详细报道。本文通过岩石学对比研究，对它们的成因具有一定启示意义。
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user: 2. 钠质方沸石(霞石)响岩的岩石学特征 钠质方沸石(霞石)响岩呈灰黑色，显微镜下的特征表明(如图2)，透辉石斑晶可以分成两类，一类斑晶较大且大多数斑晶具有明显的成分环带，另一类斑晶不具成分环带。辉石斑晶一般呈自形，半自形，无色，二级红-蓝干涉色；橄榄石呈无色，二级顶部干涉色，无解理，裂理发育，高突起；金云母呈黄褐色，解理发育，多色性明显。基质主要由方沸石、透辉石、透长石、磷灰石、磁铁矿等微晶组成。 图1. 当惹雍错地区地质简图 图2. 方沸石响岩(左)和超钾质粗面岩(右)的正交偏光照片 该类岩石的化学成份见表1，与超钾质粗面岩相比，钠质方沸石(霞石)响岩具有较低的K 2 O含量(2.58 wt%~4.77 wt%)和较高的Na 2 O含量(3.31 wt%~4.22 wt%)，Mg#从47.8~56.2，平均为52.4。钠质方沸石(霞石)响岩SiO 2 的含量总体上与Fe 2 O 3 T、MgO、CaO、TiO 2 、K 2 O呈负相关，与其它主量元素的相关性不明显。总体上，K 2 O与MgO呈正相关，而Na 2 O与MgO的相关性不明显。
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user: 3. 超钾质粗面岩的岩石学特征 超钾质粗面岩呈灰黑色，斑状结构，斑晶主要为透辉石(10%~15%)、透长石(10%)和金云母(10%)。显微镜下的特征表明，透辉石斑晶可以分成两类，一类斑晶较大且大多数斑晶具有明显的成分环带，另一类斑晶不具成分环带。透辉石辉石斑晶一般呈自形，半自形，无色，二级红-蓝干涉色；透长石呈自形-半自形，一级白干涉色，可见双晶及钟砂结构，金云母呈黄褐色，解理发育，多色性明显。基质具粗面结构，主要由透长石、透辉石-普通辉石、金云母、磷灰石、磁铁矿等矿物微晶组成(如图2)。 该岩类的岩石化学成份见表2，它具有较高的K 2 O含量(6.11wt%~10.61 wt%)，MgO含量和Mg#(29.0~59.3)，平均为51.5。超钾质粗面岩SiO 2 的含量总体上与Al 2 O 3 、Na 2 O、K 2 O呈正相关，与Fe 2 O 3 T、MgO、CaO、TiO 2 呈负相关，其它主量元素与SiO 2 的相关性不明显，K 2 O、Na 2 O与MgO大致呈负相关。在MgO-Na 2 O/K 2 O图中(如图3)，钠质方沸石(霞石)响岩与超钾质粗面岩具有相当的MgO含量但明显落在不同区域，说明钠质火山岩和钾质火山岩可能存在成因上的不一致性。
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user: 4. 结论 两类碱性火山岩具有不同的矿物组合，超钾质粗面岩的矿物组合为透辉石 + 金云母 + 透长石 + 磷灰石(少量) + 磁铁矿(少量)，而钠质方沸石(霞石)响岩的矿物组合为：橄榄石 + 透辉石 + 金云母 + 方沸石 + 磷灰石(少量) + 磁铁矿(少量) + 透长石(少量)，钠质方沸石(霞石)响岩以含有橄榄石斑晶及大量方沸石区别于超钾质粗面岩。在两类碱性火山岩中SiO 2 的含量与Fe 2 O 3 T、MgO、CaO、TiO 2 呈负相关。但是，在超钾质粗面岩中，K 2 O与SiO 2 呈正相关，和MgO的大致呈负相关；而在钠质方沸石(霞石)响岩中K 2 O与SiO 2 呈负相关而与MgO大致呈正相关，在超钾质粗面岩中Al 2 O 3 与SiO 2 呈正相关，而在钠质方沸石(霞石)响岩中Al 2 O 3 与SiO 2 的相关性不明显。不同的矿物组合及K 2 O与MgO的相异的相关性，暗示了它们可能来源于不同的岩浆源区。通常认为钠质过碱性火成岩是后造山和非造山阶段的典型岩浆 图3. 碱性火山岩MgO-Na 2 O/K 2 O图 Table 1 The content of main elements in the sodium analcime (nepheline) phonolite 样品名 SiO 2 TiO 2 Al 2 O 3 Fe 2 O 3 T MnO MgO CaO Na 2 O K 2 O P 2 O 5 LOI Total CM 10-04-09 56.25 1.78 10.95 5.55 0.08 6.42 5.20 4.21 2.58 0.27 6.11 99.39 CM 10-04-11 60.77 1.55 11.82 4.25 0.05 4.26 3.59 3.68 4.43 0.27 5.59 100.25 CM 10-04-13 61.33 1.49 11.53 4.28 0.05 3.53 3.54 4.22 3.90 0.85 6.17 100.87 CM 10-04-16 59.48 1.54 12.37 4.29 0.05 3.73 3.80 3.46 4.22 0.16 6.11 99.21 CM 10-04-23 58.38 1.74 10.98 4.93 0.07 5.64 4.38 3.31 4.77 0.22 5.23 99.65 表1. 钠质方沸石(霞石)响岩主量元素含量表 Table 2 The content of main elements in the ultra-potassic trachyt 样品名 SiO 2 TiO 2 Al 2 O 3 Fe 2 O 3 T MnO MgO CaO Na 2 O K 2 O P 2 O 5 LOI Total CM10-04-02 59.84 1.40 13.13 4.11 0.05 4.44 3.36 1.21 9.24 0.07 2.55 99.40 CM10-04-03 66.26 0.88 13.36 3.50 0.04 2.77 1.83 2.60 7.63 0.05 0.50 99.41 CM 10-04-04 56.63 1.66 10.83 6.07 0.08 7.18 5.49 1.75 6.89 0.30 3.07 99.96 CM10-04-05 57.64 1.75 11.49 5.15 0.08 6.76 5.18 0.91 7.80 0.12 2.75 99.63 CM10-04-08 55.95 1.69 11.04 5.99 0.07 7.53 5.61 1.56 6.63 0.55 3.05 99.67 CM 10-04-10 58.34 1.62 13.82 5.66 0.06 5.03 4.09 1.86 8.23 0.16 1.10 99.96 CM 10-04-12 55.99 1.56 11.10 7.53 0.08 6.96 5.84 1.77 6.11 0.08 2.47 99.49 CM 10-04-14 59.99 1.50 13.01 4.45 0.05 4.50 3.57 2.25 8.10 0.07 2.35 99.83 CM 10-04-15 59.97 1.31 14.12 4.61 0.07 4.00 3.21 1.94 9.72 0.07 0.72 99.74 CM10-04-17 56.61 1.49 11.92 6.01 0.13 6.13 6.16 1.92 6.94 0.41 2.38 100.09 CM10-04-18 66.20 0.71 14.06 2.99 0.04 1.10 1.73 2.66 7.46 0.14 2.38 99.46 CM10-04-19 61.00 1.28 13.82 4.20 0.06 3.57 2.95 1.77 10.61 0.03 0.64 99.92 CM10-04-20 65.17 0.93 13.41 3.66 0.05 2.94 2.51 2.48 7.68 0.04 0.74 99.61 CM10-04-21 58.17 1.45 12.30 4.85 0.10 6.14 5.69 1.62 7.30 0.26 2.00 99.88 CM 10-04-22 59.10 1.62 11.19 5.04 0.06 6.35 4.13 1.27 8.97 0.11 1.68 99.52 CM10-04-24 61.15 1.21 14.17 4.30 0.06 3.61 2.53 2.04 10.29 0.07 0.40 99.82 CM10-04-26 63.89 0.94 13.67 3.82 0.06 3.13 2.60 2.06 8.39 0.05 1.32 99.93 表2. 超钾质火山岩主量元素含量表 作用产物，它们是典型的伸展构造体制下裂谷作用产生的(Fitton et al.， 1987) [ 4 ] 。因此，此套岩性的出现可能指示青藏高原可能进入到一个典型的陆内伸展构造阶段。
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user: 摘 要 对龙门山断裂带及其邻近地区27个地震台站的记录提取远震P波接收函数，并应用H-K叠加方法，求得每个台站下方的地壳厚度和波速比。研究区域地壳厚度总体变化是，从东往西地壳增厚。扬子地块地壳厚度变化较为平缓，厚度在41~48 km之间；龙门山断裂带南北段地壳厚度存在差异，南段比北段厚3~9 km；松潘–甘孜地块地壳较厚且变化剧烈，深度在49 km以上，且在东西方向上呈“凸”形展布；研究区波速比变化范围在1.68~1.88之间，其中汶川、井研和石棉地区波速比较高。 关键词 :接收函数，龙门山断裂带，地壳厚度，波速比 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 P波接收函数是用三分量远震P波的水平分量对垂直分量作反褶积运算后得到的时间序列。主要由直达波P，台站下方速度界面产生的Ps转换波及其速度界面与地表的多次反射波(PpPs， PsPs， PpSs)等震相组成 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] 。该方法在发展的过程中也经历了多次改进与创新，但主要是围绕着接收函数的提取和反演两大部分进行。接收函数的提取实质上是一个反褶积的过程，目前可分为频率域和时间域两大类 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ] 。频率域的方法主要是通过改善频谱估计的精度和分辨率来测定接收函数；时间域的方法主要是依据一定的准则，设计相应的滤波器来计算接收函数。接收函数的反演可分为线性化反演 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] 和非线性化反演 [ 3 ] [ 13 ] [ 14 ] 两大类。由于接收函数方法具有简单易行、分辨率高的特点，现已成为地壳上地幔结构研究领域一个非常重要而又普遍使用的方法。国内外的科学家应用该方法也对我国不同区域的地球物理学问题开展了大量卓有成效的工作 [ 15 ] - [ 20 ] 。 2008年5月12日汶川8.0级地震发生在龙门山断裂带上，本文通过利用布设在龙门山断裂带及其附近的台站所接收到的远震波形数据，采用接收函数的H-Kappa叠加方法 [ 21 ] 反演该区域的地壳厚度和波速比，进而研究它们的分布特征，以期对该区域的地壳结构有进一步的认识。
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user: 2. 研究区域概况 龙门山断裂位于青藏高原东缘的松潘–甘孜地块与扬子地块相衔接的地段，其地质构造与大约45百万年前的印度洋板块和欧亚板块之间大的碰撞紧密相关。这一碰撞使得青藏高原东部产生强烈的变形和断裂作用，并导致高原的隆升和其下方地壳的增厚。龙门山遭受青藏高原东缘断裂作用而强烈上升，四川盆地(扬子地块)则相对下沉 [ 22 ] 。一般情况下将龙门山断裂带分为前、后龙门山两部分，它由与龙门山脉走向一致的3条断裂组成：前山断裂、后山断裂和龙门山主中央断裂。龙门山长约500 km，宽40~50 km，北起广元，南至泸定、天全，呈北东–南西向展布，北东与大巴山相交，南西被鲜水河断裂相截 [ 23 ] [ 24 ] 。龙门山是世界上最陡峭的大陆断崖陡坡带之一，从四川盆地(扬子地块)海拔高程约400 m起，到龙门山及松潘-甘孜地块平均高程达4 km，而跨过的水平距离仅为50~60 km。由于其地形特殊，两侧镶接的地块性质与构造差异很大，历来是地球科学研究的热门地区 [ 25 ] 。
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user: 3. 观测资料 图1展示了龙门山断裂带及其邻区的27个数字地震台站分布，可以看出这些台站对研究区域有较好的覆盖。我们选取了从2010年10月至2011年10月期间，震中距在30˚~90˚之间，震级在M5.5以上，388次远震波形记录，供本研究接收函数的提取和反演。从图2可以看出，本研究选取的远震主要分布在台站的东部、南部，少许分布在西部，北部地震事件缺失。 图1. 龙门山及邻区地震台站分布 图2. 本研究使用的远震震中分布
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user: 4. 数据方法 接收函数是从地震记录三分量中分离出来的，它消除了仪器响应、地震传播路径、震源等对远震P波的影响。主要包含了台站下方地壳和上地幔速度间断面所产生的一次转换波Ps以及多次反射波PpPs， PsPs， PpSs，这些转换波携带了丰富的地壳和上地幔结构信息 [ 26 ] 。 本研究采用zhu et al.于2000年提出的H-Kappa方法来反演台站下方的地壳厚度和平均波速比 [ 21 ] 。该方法利用P波在穿过莫霍界面时产生的多次反射转换波Ps， PpPs， PsPs， PpSs等震相所携带的信息，同时对地壳厚度和波速比进行约束，有效的获取莫霍面的深度信息： 式中t Ps ， t PpPs ， t PsPs ， t PpSs 分别为Ps， PpPs， PsPs， PpSs震相与直达P波的到时差，p为入射波的射线参数。地壳介质中P波和S波的平均速度用V P 和V S 表示。H-Kappa域内对多个接收函数的叠加可定义为： 其中，H表示地壳厚度，K表示波速比，t 1 、t 2 、t 3 分别是预测得到的Ps， PpPs， PsPs + PpSs震相走时，r(t)表示径向接收函数，w i 是权重。扫描H， K域，当H， K对应真实的地壳厚度和波速比时， 达到极大值。
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user: 5. 数据处理 本文选取震中距在30˚~90˚之间，震级在M5.5以上的远震Ｐ波，对其进行滤波以此选择信噪比高的地震事件，截取P波到时前10s至P波到时后70 s的数据；进行去均值、去倾斜等基本的数据处理；将两个水平分量旋转至径向和切向分量；利用时间域迭代反褶积法求取接收函数；我们使用了系数a为2.0的高斯滤波器对接收函数作低通滤波，以便一方面尽可能的使接收函数包含更多的细节信息，另一方面又能尽量的滤除多数噪声 [ 27 ] 。图3是ZJG台站的接收函数的计算结果，图3中左图接收函数按震中距进行排列，右图接收函数按反方位角进行排列。从图中可以看出，直达P波部分清晰尖锐，紧随其后能量次强的为Ps转换震相，它在直达P震相之后的6秒左右到达，后继震相显得模糊。 本文随后利用Zhu et al.提出的H-kappa叠加方法进行了计算。在叠加过程中，选取P波的平均速度为6.3 km/s，w 1 ， w 2 ， w 3 的权重分别赋值为0.7， 0.2， 0.1。图4是叠加后的H-K图像，H-K图像中灰度部分表示S(H， K)值，小椭圆中颜色最深处为该台站下方地壳厚度和波速比值。从H-K图上叠加的结果可以显示江油台下方的地壳厚度约为40.4 km，波速比约为1.75。依据同样的方法我们得到了龙门山及其邻区其它26个台站下方的地壳厚度与波速比(表1)。