DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 课程体系与教学内容改革 3.1. 实施以“一专多能，两个方向”为理念的课程体系改革 课程体系是人才培养模式的载体，课程体系构建是高校的办学特色的体现。长江大学校勘查技术与工程专业身兼石油物探和石油测井两个方向工程应用人才双重使命，我们面向油田对这两个工程领域的不同培养要求，按照“拓宽基础、提供能力、增强素质”的原则。对勘查技术与工程专业卓越计划的课程体系设置、教学内容等进行了优化重组，制定出模块化的课程体系。 在课程体系和课程设置上，突出“实践性”、“创新性”、“前沿性”和“行业素质教育”。开设侧重工程技能培养的课程，将培养勘查地球物理工程师的职业素质和创新能力贯穿于专业培养的各个教学环节。针对已有的“勘查技术与工程专业本科人才培养方案”，充分吸收“勘查技术与工程专业基地班本科人才培养方案”实施后的成功经验，实施以“一专多能，两个方向”为理念的课程体系改革，面向油田对石油测井和石油物探两个学科方向的不同培养要求，依据勘查技术与工程专业卓越计划学生知识、素质、能力的形成规律和勘查地球物理学科的内在逻辑顺序，对专业知识体系、专业核心课程教学内容等进行了优化遴选，制定出模块化的课程体系。课程体系充分体现了“一专多能”的特点，“一专”就是坚持勘查技术与工程专业的勘查地球物理基础理论课程核心地位，培养具有扎实的数学、物理学、电子技术学、地质等基础知识、基本理论和勘查地球物理技术方向专业知识，全面掌握勘查地球物理方法原理，确保学生形成较强的专业核心能力；“多能”就是用专业基础课程+应用能力模块(物探和测井两个方向)的方式构筑课程体系，学生可根据学习兴趣和自生发展需求选取相关课程模块，实现多元化人才培养目标。构建体现勘查地球学科优势和行业特色、满足学生多样化发展需求的课程体系。 3.2. 完成了以“知识规格满足行业需求”为理念的专业核心课程教学内容改革 在专业核心课程教学内容改革上，核心课程内容和主要实践教学内容上体现与现场工程实际、油田技术发展需求相结合的特征，充分反映油气勘探开发领域技术发展对工程技术人才知识内容的新要求。针对石油物探和石油测井两个学科特色，专业核心知识领域主要包含地质学基础、现代地球探测技术和信息技术等方面的知识内容。鼓励教师开设专业综合性实验/实习、专业研究性实验/实习、创新型、研究型以及模拟训练式实践课程 [ 5 ] 。同时，利用学校在地球物理测井和地震勘探的学科优势，在校内系统课堂教学之外，结合油田现场技术交流为学生提供丰富的学术报告、大学生创新活动计划研究课题及自主创新实验等机会，从多角度，多方位，多层次地锻炼学生的工程实践能力，着力培养学生形成良好的创新思维习惯和意识 [ 6 ] 。
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user: 4. 教学方法改革 教学方法改革，以培养学生创新能力和创新思维习惯为目标，注重学生创新创业意识和能力培养，积极倡导启发式、探究式、讨论式、参与式等教学方式；以学生为中心，着力推动基于问题的学习、基于项目的学习、基于案例的学习等多种研究性学习方法，加强学生创新能力训练，“真刀真枪”做毕业设计。 建立校企联合培养机制，与企业共同制定具体的、可操作性的企业培养方案，使学生所学知识和技能与行业要求紧密结合，通过一年左右在企业学习、实践过程，培养学生的职业精神和职业道德。学院针对“勘查技术与工程”专业卓越工程师班的行业特点和新的培养计划要求，将采取“学生走出去，企业进校园”的教学模式，学生深入油田企业生产第一线学习，企业工程师和管理人员进校园讲台授课和学术报告，以加强学生的专业技能，直接接触生产一线。油田企业石油测井和石油物探两个工程实训平台增强了实践培养的工程导向性，激发了学生的学习兴趣，提升了学生的创新实践能力。目前完全执行完油田实践实习教学计划的有1届学生，学生生产实践技能得到很大提升，能够独立完成现场施工、数据采集、资料处理的整个流程，这是以前该专业毕业学生实践实习达不到的教学效果。
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user: 5. 实践教学改革 实践教学环节是对学生进行基本技能训练和培养工程实践能力的重要环节。充分利用校内实验室和厂校(校企)合作的良好平台，建立功能齐全实验、实习基地，有计划地将学生就业与用人单位的培养需求相结合，建立学校、用人单位和行业部门共同参与的学生实训与考核评价机制，形成系统化的产学研合作的实践教学体系 [ 5 ] 。 5.1. 实践教学模式改革 构建“5 + 5”全程梯度式实践教学体系。从校内和校外两个教学环节入手，打造了“5 + 5”全程阶梯式实践教学体系，其中校内实践教学包括课内基础实验、专业实验、专业课程设计、行业技能竞赛、毕业设计这5个环节；校外实践教学包括综合地质实习、行业认识实习、专业生产实习、顶岗实习、企业项目实战这5种形式。这种校内和校外结合，全过程递进的实践体系，为学生提供大量、丰富的实践机会，营造良好的实践环境，从而全面提升学生的工程应用实践能力。 5.2. 校内实训基地建设 根据实践教学专业培养目标的要求，加强了校内实训基地建设，与校外实习基地互补。 5.3. 校外实习基地完善 不断加强中石化江汉石油工程有限公司测录井公司、中国石油化工股份有限公司江汉油田分公司物探研究院、中石化河南石油工程有限公司测井公司、中石化河南油田分公司物探研究院等长期稳定的教学实习基地建设。重点建设实习教材、数字实习基地资料、实习声像资料等，对实习基地开展信息化建设，收集电子影像资源。完善基地的教学设施，加强基地指导教师的理论培训，提高基地指导教师的教学水平。在不断完善实习基地建设的同时，稳步增加其它生产实习基地。在现有的基础上，分别在中国石油集团测井有限公司、中国石油东方地球物理公司增加2个实训基地。与企业联合建立实验实习基地，学生到企业进行毕业设计等形式，形成人才培养产学研合作的有效机制。 5.4. 第二课堂活动建设 根据课程设置和培养规格，主要的第二课堂有产学研合作教育培训，包括测井资料地质解释软件培训(eXpress、GeoFrame、Forward、CifSun等)、地震资料数字处理与解释软件培训(Geoscope、GeoFrame等)。开设“地球物理学进展”、自然科技讲座和“博士讲坛”、人文社科系列讲座等 [ 6 ] 。 5.5. 加强自主学习能力的培养 培养自主学习能力是面向油气勘探领域勘查地球物理工程师发展的需要，是油气勘探行业领域和勘查地球物理工程师所具备的职业能力。卓越计划学生自主学习能力的培养，一方面在理论课程教学中采用多样性教学，以任务式、专题汇报等形式，引导学生进图书馆，利用网络等方式多种途径获取知识、锻炼能力 [ 6 ] 。另一方面充分利用第二课堂，选听讲座报告，鼓励和引导学生参加“国家大学生创新性实验计划”项目、专业/行业技能设计大赛等，使学生学习知识由被动的接受知识向探索知识转变。
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user: 6. 结论 勘查技术与工程专业卓越工程师培养模式的改革，还需要考虑该专业在本学校的定位和行业特点、行业现状及未来发展对人才的需求、培养模式改革的制度保障及持续改进等诸多环节。本文从培养目标和定位、课程体系与教学内容改革、教学方法改革和实践教学改革四个方面进行讨论，希望能为其它相关工科专业走特色办学，培养特殊行业卓越工程人才提供一定的参考。
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user: 摘 要 本文采用了因子分析和层次分析法讨论了长株潭城市群区域经济发展的影响因素，得到五个一级指标--经济发展指标、科研教育指标、人力资源指标、开放程度指标、基础设施指标，并对该指标进行实证分析，为区域经济发展提供了重要参考。 关键词 :区域经济，长株潭区域，因子分析法，层次分析法 Copyright © 2018 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 为了更好地促进长沙、株洲和湘潭三大中心城市的经济发展，湖南省政府提出了长株潭经济一体化的宏观规划 [ 1 ] 。促进三大中心城市的经济规模是通过对资源、市场在内的经济要素的一体化来实现的，其目标是为了提升以长沙为中心的城市群的城市竞争力和综合能力，以及区域辐射范围，并进而促进长沙、株洲和湘潭地区和其周围辐射区域城市的人们社会生活的融合 [ 2 ] [ 3 ] 。目前长株潭城市群是湖南省的核心地区，其城市化规模与经济发展速度都超过周边城市，长沙、株洲、湘潭目前是居于湖南省排名第1、3、4的城市。宏观规划从城市群发展的途径中提出了对长株潭经济一体化的具体新规划，目标是形成以长株潭为中心的城市规模，包括了资源、环境、运输等12大方面119个重要的小规划，并且提出了对自然生态的守护空间、产业集群的承载空间、基础设施的向导空间和城市探索的建设空间“四大空间”的协调 [ 4 ] [ 5 ] 。 本文通过因子分析和层次分析法对区域经济发展进行客观地、动态性地研究和探讨，系统地分析影响长株潭城市群区域发展的几个重要因素以及影响程度和影响因素之间的相关关系，找出城市发展过程中的优势与劣势，为彰显各城市特色、重点提高城市的可持续发展提供切实可行的参考，促进城市稳步向前发展，建设更加美好的城市区域，因此该项研究具有非常重要的现实意义。
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user: 3. 基于层次分析法对长株潭区域经济影响因素的分析 用yaahp软件对长株潭三大中心城市以及周边辐射区域的五个非核心城市——衡阳、岳阳、常德、益阳、娄底共八大城市的20个指标中的某些指标经过层次分析法建立模型再进行一次分析，首先构建如图2所示的层次结构模型。 在yaahp软件中构建上图总目标为区域发展的层次结构模型，计算出最大特征根，判断矩阵，并判断是否通过一致性检验，最后计算第二准则层对第一准则层的权重以及第一准则层对方案层的权重(一致性检验以区域发展为例)。 得到相应的区域发展各层次权重如图3、图4。 通过第二准则层对第一准则层的各个权重大小来看，社会消费品总额X 10 的重要程度最高，境外游客数X 15 的重要程度最低，所以提高社会消费品总额是最需要优先满足的。同样的通过看和对比第一准则层 图2. 区域发展层次分析结构模型 图3. 区域发展各层次权重 图4. 区域发展各层次权重 对方案层的权重数大小，我们发现经济发展指标所占的权重最大，因此，应该更加大力地发展经济方面。同时由方案层的权重结果显示核心城市的发展速度以及各方面的发展状态都远超过非核心城市，应该要更着重于非核心城市的发展状况，提醒着我们城市需要共同前进，共同成长。
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user: 4. 结论 本文是对关于影响长株潭区域经济发展的影响因素进行实证分析，是基于因子分析和层次分析法的，利用因子分析是通过对长株潭三大城市和衡阳、岳阳、常德、益阳、娄底共八大城市，选取5个二级指标20个三级指标进行分析，计算其因子得分并进行排名，可知长株潭相对于其他五个非核心城市的发展是靠前的，而周围五大城市在某些方面的发展比较薄弱。同时也利用层次分析法选取20个指标中的某些指标建立总目标为区域发展的层次结构模型，计算其最大特征根，判断矩阵，判断是否通过一致性检验，然后计算第二准则层对第一准则层的权重以及第一准则层对方案层的权重，最后根据每个层次权重的大小来选择需要优先满足的因素。通过两种分析方法得到核心城市的发展速度远大于非核心城市的发展速度，因此我们应该在发展核心城市的同时，更应该着力培养非核心城市的发展，核心带动周围齐头并进共同发展。
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user: 摘 要 为了缓解教师教学压力和提高教学质量，国内很多高校引进了学生助教制度。本文为探究助教制度的教学效果，结合国内某重点高校数据，采用倾向得分匹配法和随机处理效应分析表明：总体而言，学生助教显著改进了理学类和管理学类课程教学效果，而对经济学类课程效果不明显。此外，结合分析结论，本文提出改进助学教学制度的相关建议。 关键词 :学生助教制度，倾向得分匹配，随机处理效应分析 Copyright © 2018 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 学生助教制度(Teaching Assistant System)是指为了缓解教师教学压力、改进教学质量，让研究生或高年级本科生参与大学本科生专业课程的教学，辅助老师教学和批阅作业从而达到改进效果目的的一种教学制度设计。学生助教制度于1899年产生于哈佛大学，后来相继被悉尼大学，南加州福尼亚大学，福尼亚大学等国外高校仿效，我国很多高校也开始逐步学习和引进学生助教制度，譬如有浙江大学、北京大学、厦门大学、北京航天航空大学、西安交通大学和江西财经大学等。然而，我国引进学生助教是否改进了教学效果，哪些科目改进效果明显，哪些科目改进效果不明显？这些问题鲜有学者分析和讨论。本文研究将结合国内某重点高校数据，结合倾向得分匹配模型和随机处理效应模型客观、科学的回答上述问题。 国内外助教制度的现状 哈佛大学1899年首创助教制度的初衷是为了减轻教授繁重的教学任务、推动研究生助教教学发展和提供助教酬金帮助研究生完成学位 [ 1 ] 。美国学生助教制度自19世纪以来经过了主要的三个阶段：起步阶段(18世纪末~20世纪中)，以哈佛大学为代表，学生助教主要由学生自荐或者老师推荐，并没有严格的规章制度，助教承担的工作仅限于帮助教师批改作业、准备上课材料等一些简单的辅助性任务) [ 2 ] ；发展阶段(20世纪中~20世纪末)，二战结束后由于教师缺乏，许多高校雇佣大量的助教来缓解师资紧张该重要问题，助教的工作职责也进一步的扩大到帮助教师组织讨论与答疑等教学辅导工作；成熟阶段(20世纪末至今)，高等教育大众化后期20世纪90年代初开始，高校开始注重教学质量，美国高校对担任助教的学生有了提高并制定了严格的助教制度，对助教的选拔、培训、工作要求和工作评估都仔细的确认以保证助教的教学能力和质量。此举充分提高了助教的质量并且拓宽了助教的职责 [ 3 ] 。 自助教制度三个阶段的不断发展，国外的学生助教制度已经从整体趋于完善。国内学者吴振利(2011)通过对美国研究生助教的研究发现助教的定位主要是助理教师、学生和信使，首先作为助理教师需要独立参与或开展一些辅助性的教学工作，而在涉及到考试成绩等方面助教应谨记只有教师才有最终话语权；定位于学生助教需要参加辅助性或基础性教学活动学习教学，通过教师的指导与教学学习，从而不断的积累教学经验和提高教学技能；除此之外，由于助教的在空间和心理的特殊位置，更容易了解到学生的需求与学习中遇到的问题，助教应及时将这些信息反馈给教师以此拉近学生与老师的距离，使师生间的信息沟通更加便捷顺畅。于克锋、江敏等人(2013)认为助教在日本的定位同样是助理教师、学生和信使三大身份 [ 4 ] 。在往后的研究中王磊(2016)也有关于助教定位类似的见解，故可认为该定位较为符合现行学生助教制度 [ 5 ] 。 助教制度经过了一百多年的不断演变与研究，董智慧、於荣(2016)发现美国高校遵循各校自治的政策，而高校的助教制度都大体相同却又各具特色，学生助教制度的实施分为助教的选拔、助教的职责、助教的培训和助教的评估这几个方面。而通过袁春红、李娟英等人(2013)对日本助教制度的研究发现，日本的学生助教制度要求甚至具体到着装、言语等方面。国内的学生助教制度亦是产生于师资力量与扩招的矛盾下，在助教逐渐普及的过程中同样有学者不断对其进行研究探析。在量变的基础上提出了学生助教制度应该严格规范选拔、管理、培训与报酬等机制从而达到质变的过程，比如国内学者陈小文(2007)，金娟琴、杨旸(2013)认为应对学生助教的选拔、管理和报酬等方面建立规章制度从而使助教工作得到保障 [ 6 ] [ 7 ] 。除此之外更重要的是，自从各高校实施助教制度以后，李海波、张桂荣(2015)认为助教减轻了教师们的工作负担，缓解了学校教学资源紧缺的情况，已成为高校中不可缺少的教学力量 [ 8 ] 。吴振利(2011)发现学生在担任助教后成长的更加适应就业市场的需要，同时也使得自身的教学能等综合能力得到较强一步的提升。助教的出现同样使得学生在学习上主观的积极性与学习热情高涨了，在有学习上的问题时可以及找到人解答。冯菲(2014)发现了助教普遍认为最重要的四项工作，而且大部分助教希望在教学技能、教育心理学和教学网站使用和维护等方面得到培训 [ 9 ] 。刘荣科(2010)提出利用研究生助教既可有效解决师资不足，加强电子电路教学中的实践环节，也能有效地达到锻炼研究生助教、提高其综合素质的目的 [ 10 ] 。 综合以上看来，国内外学者的研究发现自助教制度实施以后，学生、助教和教师三者都有不成程度不同方面的提升。然而少有人能够通过实际数据来切实衡量学生助教作用，并通过实证分析给出确实可行的针对性建议。本文采用学生的不同类别学科成绩，对配有学生助教的学生成绩和未配有学生助教的学生成绩进行倾向得分匹配，并利用匹配结果进行处理效应分析得出助教是否有助于提高教学质量的结果，然后根据分析结论提出改进助教制度的研究建议。 本文结构如下：第二部分对某重点大学的助教制度进行了简要的介绍；第三部分描述了数据的选取、预处理以及倾向得分匹配和处理效应分析方法的基本流程；第四部分首先采用倾向得分匹配将不同年级之间学生的学习能力平衡，再利用处理效应分析得到助教制度对三类课程的实施效果并对其进行总结；第五部分给出了针对本次研究对江西财经大学学生助教制度的改进建议。
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user: 2. 样本学校助教制度概述 某重点大学自2015年151学期开始陆续引进学生助教制度辅助教学，正好为我们分析助教制度提供了自然试验田。该大学制度规定学生人数多、覆盖面广、难度大、作业量大的三类课程(经济学类课程，理学类课程和管理学类课程)主讲教师，可以设置一到两名学生助教协助教学工作。学生助教岗位的每周标准工作时间为8个课时，学校教务处通过对整理课程资料，参与组织课堂教学活动，批改作业等基本工作任务的量化要求规范了学生助教的助理教学行为；同时利用学生助教期末总结，学生总体评议和主讲教师评价三种考评方法对学生助教进行考评，并对优秀助教进行适当奖励以提高学生助教的工作积极性。
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user: 3. 数据和研究方法 3.1. 数据采集与预处理 本文使用该大学14级和15级学生的部分学科成绩进行倾向得分匹配后对学生助教制度效果进行处理效应研究。14级的学生成绩为没有学生助教辅助的情况下的学生成绩，15级的学生成绩为有学生助教辅助的情况下的学生成绩。为了研究不同类型课程的学生助教制度效果的差异性，本文将分别研究三类课程的学生助教制度效果。选取三类课程中修习人数最多且最具代表性的课程作为目标评估成绩代替整个类别的课程进行研究，并根据目标评估成绩的特性选择三个能够反应学生对该课程学习能力的学科成绩作为协变量平衡两个年级学生在学习能力上的差异，以排除学生学习能力对处理效应结果的影响。 我们以数学学院数学分析(上)，管理学院会计学和和经济学院微观经济学三门核心课程为代表分析学生助教对理学类课程、管理学类课程和经济学类课程的实施效果。选择选取了数学学院数学分析(上)成绩为目标评估成绩，协变量为高等代数成绩，大学英语I成绩以及管理学原理成绩；会计学类课程中选取了管理学院的会计学原理成绩为目标评估成绩，协变量为政治经济学成绩，大学英语I成绩以及管理学原理成绩；经济学类课程选取了经济学院的微观经济学成绩为目标评估成绩，协变量为政治经济学成绩，大学英语I成绩以及管理学原理成绩。选择不同学院学生的成绩可增强数据的代表性并提升研究结果的可信度。 为排除不同学期试卷难度不同对研究结果的干扰，本文利用试卷难度系数对学生分数进行了调整。由于试卷难度越高，学生成绩分布呈现左偏的程度则越高，所以将每学期难度系数定义为该学期学生成绩小于该学期成绩均值的人数所占百分比，这种定义方式避免了不同学期学生成绩数值大小对难度系数的影响。经计算得到14级会计学试卷难度系数为0.46，15级会计学试卷难度系数为0.43；14级数学分析(上)试卷难度系数为0.46，15级数学分析(上)试卷难度系数为0.40；14级微观经济学试卷难度系数为0.45，15级微观经济学试卷难度系数为0.47。最后利用两学期试卷的难度系数对学生分数进行调整预处理，调整公式为： G ′ = α 1 G ( α 1 + α 2 ) / 2 (1) 式中G为学生初始成绩，α 1 为学生所在学期的试卷难度系数，α 2 为另一学期的试卷难度系数，G'为调整后学生成绩。本文之后所述成绩均为调整后成绩。 3.2. 评估过程概述 分析过程中本文将同一目标评估成绩未配有学生助教的学生成绩作为控制组，配有学生助教的学生成绩作为处理组；引入三个能够反映学生综合学习能力且未配备助教的课程成绩作为协变量，利用协变量和有无学生助教这个0~1变量对目标评估成绩进行logit回归，得到匹配得分，从而采用不同的匹配方法筛选出处理组和控制组中学习能力相近的学生，去掉两组中倾向得分不重叠的部分，消除学生学习能力不同而产生的选择偏差。通过倾向得分匹配中标准化偏差的降低程度判断平衡结果的好坏。选择众多匹配方法中效果最好的匹配结果。 在保证平衡了学生学习能力之后，对其进行处理效应分析，通过处理效应分析中ATT(参加者平均处理效应)的变化情况和统计显著性，观察助教制度效果。ATT的一般表达式为 A T T = 1 N 1 ∑ i : D I = 1 ( y i − y ^ 0 i ) (2) 其中，N 1 为处理组个数， ∑ i : D I = 1 表示仅对处理组个体进行加总。y 1 为处理组中第i个学生的目标评估成绩， y ^ 0 i 为在控制组中与其匹配的学生的目标评估成绩。 通过对ATT的观察，可以得知学生助教制度所提升学生成绩的分数，通过ATT的T统计量显著性，可以得到该结论是否具有统计显著性，即是否存在偶然性，是否可信。
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user: 5. 大学助教制度现存问题及改进建议 某重点大学正在推行的助教制度为我们分析助教制度的实施效果提供了一个科学的自然试验田。我 图3. 核匹配共同取值范围图 Table 6 Nuclear matching standard deviatio Unmatched Mean %reduct t-test Variable Matched Treated Control %bias bias t P > t Dy Unmatched 79.80 76.87 33.90 2.76 0.006 Matched 80.14 79.27 10.00 70.50 −1.51 0.132 Gy Unmatched 78.82 78.32 5.60 0.46 0.643 Matched 79.47 76.18 37.10 −557.70 2.41 0.017 zj Unmatched 77.47 70.42 73.20 5.94 0.000 Matched 77.76 75.83 20.00 72.60 −4.58 0.000 表6. 核匹配标准化偏差表 Table 7 Nuclear matching processing effect analysis result Variable Sample Treated Controls Difference S.E. T-stat kj Unmatched 74.88 73.01 1.87 1.41 1.32 ATT 75.19 73.27 1.91 1.40 1.36 ATU 73.01 74.88 1.86 . . ATE 1.89 . . 表7. 核匹配处理效应分析结果表 们采用倾向得分匹配法结合随机处理效应模型分析了该大学三门代表性课程助教制度实施效果。分析表明：助教制度对以数学分析(上)为代表的理学类课程和以会计学原理为代表的管理学类课程的学生成绩提高显著，而以微观经济学为代表的经济学类课程实施效果并不明显。 进一步的调查分析表明，该校数学和会计学课程难度大、作业多，而经济学课程相对较容易，而且作业较少。显然，助教减轻了教师教学任务和批阅作业工作量从而帮助促进了教学效果的提升；而经济学类课程助教在减轻教师工作任务上并不明显。鉴于此，高校应在课程难度大、教学任务繁重的课程增设学生助教岗位，从而帮助提升教学效果。
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user: 摘 要 目的：研究超声乳化术对高度近视合并白内障患者角膜内皮细胞的影响。方法：随机选择我院2017-1月至2017-10月期间白内障住院患者60例，其中高度近视合并白内障患者30例(高度近视组)，单纯年龄相关性白内障患者30例(非高度近视组)。患者接受白内障超声乳化摘除术联合人工晶体植入术，记录两组患者术前及术后1周、1月、3月角膜内皮细胞变异系数、角膜内皮细胞密度、平均角膜内皮细胞面积、六角形细胞百分比，对记录数据进行分析。结果：高度近视组和非高度近视组术前比较，角膜内皮细胞密度、平均角膜内皮细胞面积差异无统计学意义(P > 0.05)，高度近视组变异系数较大、六角形细胞百分比较小，差异均有统计学意义(P < 0.05)。术后组内比较，两组术后1周、1月、3月角膜内皮细胞变异系数、平均角膜内皮细胞面积均较术前增大，差异有统计学意义(P < 0.05)；角膜内皮细胞密度、六角形细胞百分比均较术前减小，差异有统计学意义(P < 0.05)。两组术后组间比较，高度近视组术后1周、1月、3月角膜内皮细胞变异系数、平均角膜内皮细胞面积较非高度近视组大，角膜内皮细胞密度、六角形细胞百分比较非高度近视组小，差异均有统计学意义(P < 0.05)。结论：高度近视合并白内障患者相对于单纯年龄相关性白内障患者角膜内皮细胞耐受力更差，更容易受到超声乳化手术的损伤，做好术前角膜内皮细胞功能的评估及术中术后角膜内皮的保护是减少并发症、提高术后视觉质量的关键。 关键词 :白内障，超声乳化术，角膜内皮细胞 Copyright © 2018 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 白内障是一种退行性变，为首位致盲性眼病，其发病并非单因素作用的结果。机体内、外环境中各种不利因素长期作用于晶状体，造成了晶状体的混浊。遗传、外伤、中毒、以及全身免疫性或代谢性疾病、紫外线照射、机体氧化损伤等因素，通过改变晶状体所处的内、外环境、干扰晶状体正常代谢而使晶状体混浊。国内陈昉 [ 1 ] 等人研究表明，各种因素导致晶状体内部分氨基酸葡萄糖等代谢失衡，使晶状体皮质纤维水肿、蛋白氧化加速，从而导致晶状体的混浊、老化。 随着科技的进步，生存压力的不断增加，我国高度近视人口逐年增加，高度近视合并白内障的发病率也与日俱增。该类型患者的视力减退往往被误认为是高度近视进展导致，使得白内障发现较迟，并且可能合并视网膜脱落、黄斑裂孔等一系列眼底疾病，给患者的生活带来了极大不便 [ 2 ] 。因此，关注高度近视合并白内障的治疗成为眼科医师关注的重点。 手术是唯一可以短期、快速治愈高度近视合并白内障的治疗方法 [ 3 ] 。超声乳化术是目前常用的手术方法，手术时间短、恢复快，近年来被眼科医生广泛采用 [ 4 ] 。临床观察中发现，高度近视合并白内障患者行超声乳化术后，角膜水肿发生率较高，影响了术后视力恢复。本文通过选取2017-1月至2017-10月年于我院行白内障超声乳化摘除术联合人工晶体植入术的42例60眼白内障患者(高度近视合并白内障19例30眼，单纯年龄相关性白内障23例30眼)，记录手术前后患者角膜内皮细胞变异系数(coefficient of variation of corneal endothelial cells， CV)、角膜内皮细胞密度(corneal endothelial cell density， CD)、平均角膜内皮细胞面积(average area of corneal endothelial cells， AVG)、六角形细胞百分比(percentage of hexagonal cells， 6A)，观察超声乳化手术对高度近视合并白内障患者角膜内皮细胞的影响、分析影响角膜内皮细胞的危险因素，为高度近视合并白内障患者更安全的实施超声乳化术、预防角膜内皮细胞的损伤提供了理论依据。
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user: 2. 对象和方法 2.1. 对象 一般资料：随机选择我院2017-1月至2017-10月期间白内障住院患者42例60眼，其中高度近合并白内障患者19例30眼(高度近视组)，其中男9例14眼，女10例16眼，年龄45~89 (平均61.0 ± 13.5)岁，眼轴 ≥ 26 mm；单纯年龄相关性白内障患者23例30眼(非高度近视组)，其中男6例6眼，女17例24眼，年龄40~89 (平均68.9 ± 11.1)岁。手术中最大超声乳化能量为50%，负压240 mmHg，超声乳化时间3 min以内，两组患者性别、年龄、最大超声乳化能量、术中超声乳化时间、灌注液种类相比差异均无统计学意义(P > 0.05)，具有可比性。 纳入标准：根据Emery-Little核硬度分级标准，白内障核硬度均为II~III级，术前角膜内皮细胞密度均 > 2100/mm 2 ，患者配合度高，手术顺利，无并发症出现。 排除标准：患者既往有眼球先天性发育异常、结膜病(近半年内)、角膜病、眼外伤、葡萄膜疾病、晶状体疾病(白内障除外)、青光眼、眼底病、内眼手术史，无高血压、糖尿病、心脑血管、肝脏、肾脏等全身性疾史。 伦理要求：在纳入受试者之前，将此研究相关问题告知患者及家属取得同意，研究方案经我院伦理委员会审批同意进行。 2.2. 方法 2.2.1. 术前准备 所有患者术前3天予抗生素滴眼液(进口左氧氟沙星滴眼液)每日4次、非甾体抗炎药(普南扑灵滴眼液)每日4次。 2.2.2. 手术方法 所有白内障手术均由同一位经验丰富的医师完成。应用美国AMO公司WHITESTAR Signature超声乳化仪。术前半小时用复方托吡卡胺散瞳3次(每次间隔5 min)，奥布卡因滴眼液表面麻醉，聚维酮碘溶液冲洗睫毛根部、结膜囊，做透明角膜切口，前房注入黏弹剂(透明质酸钠)，连续环形撕囊(直径5.5~6.0 mm)，水分离，超声乳化混浊晶状体核，I/A注吸皮质，前房内注入适量粘弹剂，植入可折叠后房型人工晶状体于囊袋内，置换黏弹剂，卡巴胆碱缩瞳，加深前房，切口水密，颞侧穹隆结膜下注射地塞米松2.5 mg。 2.2.3. 术后处理 术后予典必殊滴眼液每日4次点眼并逐渐减量，普拉洛芬、玻璃酸钠滴眼液每日4次点眼。术后1周、1月、3月后复查，非接触型角膜内皮显微镜检查相关指标。 2.3. 观察项目 患者术前及术后1周、1月、3月使用非接触型角膜内皮显微镜(tOMEY EM-3000)检查角膜内皮细胞。选取角膜中央区检查，观察指标包括：CV、CD、AVG、6A。 2.4. 统计分析 使用SPSS 17．0统计软件进行分析，组内分析方法为方差分析，组间分析方法为t检验，P < 0.05为差异有统计学意义，P > 0.05为差异无统计学意义。
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user: 3. 结果 1、术前两组角膜内皮细胞的比较：术前高度近视组角膜内皮细胞变异系数较大(CV)、六角形细胞百分比(6A)较小，差异有统计学意义(P < 0.05)；两组患者角膜内皮细胞密度(CD)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)比较，差异无统计学意义(P > 0.05) (见表1)。 2、高度近视组术前分别与自身术后不同时期角膜内皮细胞各项指标比较：高度近视组术前、术后不同时期角膜内皮细胞各项指标变化：高度近视组术后1周、1月、3月角膜内皮细胞变异系数(CV)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)均较术前增大，差异有统计学意义(P < 0.05)；角膜内皮细胞密度(CD)、六角形细胞百分比(6A)均较术前减小，差异有统计学意义(P < 0.05) (见表2)。 3、非高度近视组术前、术后不同时期角膜内皮细胞各项指标：非高度近视组术后1周、1月、3月 Table 1 Four indicators of corneal endothelial cells before surger 组别 CV (%) CD (个/mm 2 ) AVG (μm 2 ) 6A (%) 高度近视组 37.97 ± 4.98 2518.00 ± 211.90 359.51 ± 105.26 51.03 ± 6.65 非高度近视组 34.67 ± 3.64 2575.00 ± 203.33 329.72 ± 79.24 57.17 ± 3.93 t 2.93 −1.07 1.24 −4.35 P <0.05 >0.05 >0.05 ＜0.01 表1. 术前两组间角膜内皮细胞四项指标( χ ¯ ± s ) Table 2 Comparison of corneal endothelial cell indexes in high myopia group in different period 术前 术后 1周 P 1月 P 3月 P CV (%) 37.97 ± 4.98 44.81 ± 5.47 <0.01 49.13 ± 4.50 <0.01 50.23 ± 4.38 <0.01 CD (个/mm 2 ) 2518.02 ± 211.94 2251.21 ± 173.81 <0.01 2257.00 ± 180.92 <0.01 2203.15 ± 166.61 <0.01 AVG (μm 2 ) 359.52 ± 105.26 404.26 ± 83.05 <0.05 425.52 ± 95.66 <0.01 436.21 ± 97.37 <0.01 6A (%) 51.03 ± 6.65 44.44 ± 4.59 <0.01 39.03 ± 5.04 <0.01 34.53 ± 4.39 <0.01 表2. 高度近视组术前分别与自身术后不同时期角膜内皮细胞各项指标比较( χ ¯ ± s ) 角膜内皮细胞变异系数(CV)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)均较术前增大，差异有统计学意义(P < 0.05)；角膜内皮细胞密度(CD)、六角形细胞百分比(6A)均较术前减小，差异有统计学意义(P < 0.05) (见表3)。 4、术后1周两组间角膜内皮细胞四项指标比较：高度近视组术后1周角膜内皮细胞变异系数(CV)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)较大，角膜内皮细胞密度(CD)、六角形细胞百分比(6A)较小，差异均有统计学意义(P < 0.05) (见表4)。 5、术后1月两组间角膜内皮细胞四项指标比较：高度近视组术后1月角膜内皮细胞变异系数(CV)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)较大，角膜内皮细胞密度(CD)、六角形细胞百分比(6A)较小，差异均有统计学意义(P < 0.05) (见表5)。 6、术后3月两组间角膜内皮细胞四项指标比较：高度近视组术后3月角膜内皮细胞变异系数(CV)、平均角膜内皮细胞面积(AVG)较大，角膜内皮细胞密度(CD)、六角形细胞百分比(6A)较小，差异均有统计学意义(P < 0.05) (见表6)。
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user: 5. 结论 1、术前高度近视组患者角膜内皮细胞稳定性较差。 2、超声乳化术对两组患者角膜内皮细胞均有一定程度的损伤。 3、高度近视合并白内障患者角膜内皮耐受性更差，更容易受到损伤。这在一定程度上增加了患者术后角膜水肿的风险，更应该做好术前评估及术后保护工作。针对此类患者，术前应做好角膜内皮分析工作，通过减少术中不必要的操作、降低超乳能量、减少超乳时间等措施尽可能减少手术对于患者角膜内皮的损伤，获得更好的术后视力。
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user: 摘 要 本文我们研究了由倒向随机微分方程诱导的非线性g-期望下的Dynkin停时对策问题。在我们的假设之下，我们获得了一组鞍点并由此得出了对策解的存在性。除此之外，我们还讨论了存在限制的情况。我们的结果可以应用到非常一般情形下的美式期权定价问题之中。 关键词 :倒向随机微分方程，停时对策，限制问题 Copyright © 2018 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. 简介 Dynkin对策问题一般是如下叙述的。分别定义下价值和上价值函数为 V _     t : = ess sup τ ∈ Π t ess inf σ ∈ Π t E [ R t ( τ ， σ ) | Γ t ] ， (1.1) 和 V ¯ t : = ess inf τ ∈ Π t ess sup σ ∈ Π t E [ R t ( τ ， σ ) | Γ t ] ， (1.2) 其中 R t ( τ ， σ ) 是满足一定条件的关于停时 τ 和 σ 的一个函数，那么通常是要寻找充分条件使得 V ¯ t = V _     t 成立. 很容易看出， V ¯ t ≥ V _     t ，为了得到相反的不等式，我们通常去寻找一对停时 ( τ t * ， σ t * ) 使得 E [ R t ( τ ， σ t * ) | Γ t ] ≤ E [ R t ( τ t * ， σ t * ) | Γ t ] ≤ E [ R t ( τ t * ， σ ) | Γ t ] (1.3) 对任意取值于t和T之间的停时 τ 和 σ 成立。 事实上，如果(1.3)成立，那么由$1.1)和(1.2)的定义有 V ¯ t = V _     t 。这时V(t)称为Dynkin对策的价值函数。 研究这类问题的方法有很多。首先，停时对策是最优停时问题的推广，因此可以用鞅方法来寻找一组鞍点并由此得到价值函数。这是比较经典的一种方法，详细研究可以参考E. B. Dynkin [ 1 ] ，N. V. Krylov [ 2 ] 等。其次，因为带下反射的反射倒向随机微分方程(简称RBSDE) 是解决最优停时的有力工具，有些文章比如J. Cvitanic；I. Karatzas [ 3 ] ，S. Hamadene；J. -P. Lepeltier [ 4 ] 等，便通过对带上下反射的双边反射BSDE的研究来讨论Dynkin对策问题。再次，特殊地，在马尔科夫情形下，A. Bensoussan，A. Friedman [ 5 ] 和A. Friedman [ 6 ] 则使用分析的方法来解决微分对策问题。他们通过相应的偏微分方程、变分不等式、自由边界问题的研究来讨论对策问题的鞍点和价值函数。当然，仍然还有其它的方法来解决这个问题，比如I. Karatzas [ 7 ] 中的依路径方法和I. Karatzas；H. Wang [ 8 ] 中的奇异控制方法。 受J. Cvitanic；I. Karatzas [ 3 ] 的启发，在本文中，我们研究存在限制条件情形下的停时对策，既用 g Γ 期望来计量回报过程。我们分别定义下价值和上价值函数为 V ¯ t = ess sup τ ∈ Π t ess inf σ ∈ Π t E t g [ R ( τ ， σ ) ] (1.4) V _     t = ess inf τ ∈ Π t ess sup σ ∈ Π t E t g [ R ( τ ， σ ) ] (1.5) 其中 R ( τ ， σ ) = L ( τ ) 1 ( τ ≤ σ ) + U ( σ ) 1 ( σ < τ ) Π t 为取值于t和 T之间的停时集合，T为终端时刻。在 L ( t ) 和 U ( t ) 满足适当假设的前提下，我们想去寻找一对鞍点 ( τ t * ， σ t * ) 使得 E t g [ R ( τ ， σ t * ) ] ≤ E t g [ R ( τ t * ， σ t * ) ] ≤ E t g [ R ( τ t * ， σ ) ] (1.6) 对任意 τ ， σ ∈ Π t 成立，因而由(1.4)和(1.5)的定义，相应地价值函数存在。 这个问题看起来和J. Cvitanic；I. Karatzas [ 3 ] 中叙述的非常相似，然而它们之间还是由区别的，尽管我们将证明它们的结果看起来也很相似。为了说明我们的问题的意义，我们将在以后指出它们的不同之处，并研究带限制的情形，即我们用 g Γ 期望来计量回报过程。
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user: 2. 双边反射BSDE及相关结果 给定某个函数 g : Ω × [ 0 ， T ] × R × R d → R ，本文中我们始终需要如下条件 | g ( ω ， t ， x 1 ， y 1 ) − g ( ω ， t ， x 2 ， y 2 ) | ≤ M ( | x 1 − x 2 | + | y 1 − y 2 | ) (A1) 对某个M > 0以及任意 ( x 1 ， y 1 ) ， ( x 2 ， y 2 ) 成立 g ( ⋅ ， x ， y ) ∈ H T 2 ( R ) ，     ∀ x ∈ R ， y ∈ R d (A2) 在适当的概率空间中，我们定义双边反射BSDE，详情可参考J. Cvitanic，I. Karatzas [ 3 ] 。 定义1 [带上下反射壁的倒向随机微分方程] 设 ξ 为 L 2 ( Γ T ) 中的一个随机变量， g : Ω × [ 0 ， T ] × R × R d → R 满足条件(A1)和(A2)的 P ⊗ B ( R ) ⊗ B ( R d ) 可测的函数。考虑 S 1 2 中的满足 L ( t ) ≤ U ( t ) ，     ∀ 0 ≤ t ≤ T ，     L ( T ) ≤ ξ ≤ U ( T ) a.s 的连续过程。 我们称 Γ 循序可测的三元组 ( X ， Y ， K ) ， X : [ 0 ， T ] × Ω → R ， Y : [ 0 ， T ] × Ω → R d 和 K : [ 0 ， T ] × Ω → R 为以 ξ 为终端，系数为g，以 U ， L (分别从上和从下方反射)为反射壁的BSDE 的解，如果下式成立 i) K = K + − K − ， K ± ∈ S 1 2 ii) Y ∈ H d 2 并且 X ( t ) = ξ + ∫ t T g ( s ， X ( s ) ， Y ( s ) ) d s + K + ( T ) − K + ( t ) − [ K − ( T ) − K − ( t ) ] − ∫ t T Y ′ ( s ) d W ( s ) (2.1) L ( t ) ≤ X ( t ) ≤ U ( t ) (2.2) ∫ 0 T ( X ( t ) − L ( t ) ) d K + ( t ) = ∫ 0 T ( U ( t ) − X ( t ) ) d K − ( t ) = 0 (2.3) 对 0 ≤ t ≤ T 几乎处处成立。 过程 L ， U 是一对随机的与时间有关的反射壁，状态过程X在到达终端 ξ 的过程中始终不穿越它们。 J. Cvitanic；I. Karatzas [ 3 ] 通过求解停时对策问题，既Dynkin对策问题，来求解这种形式的双边反射BSDE，S. G. Peng and M. Y. Xu [ 9 ] 则讨论了反射壁更一般的情形下的双边反射问题。我们仍将在本章中讨论受限的情形下的停时对策问题。
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user: 摘 要 本研究探讨了目前师范生教师职业认同的特点，以及影响教师职业认同的因素，构建了一个中介模型，利用学校氛围、从教动机，师范生教师职业认同问卷，通过随机抽样的方式获得华南师大师范生的有效样本363个，分析结果表明：1) 目前大部分师范生教师职业认同感处于中等水平；2) 教师职业认同与师范生所感知到的学校氛围和从教动机呈正相关；3) 师范生所感知到的学校氛围和从教动机能显著预测教师职业认同，从教动机在学校氛围与教师职业认同之间起着显著的中介效应，且起到部分中介的作用。研究结果对提高师范生的教师职业认同具有重要的理论意义和实践价值。 关键词 :师范生，教师职业认同，学校氛围，从教动机 Copyright © 2018 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 教师职业认同感(teacher professional identity)是指教师能从心底接受教师职业，并能对教师职业的各个方面做出积极的感知和正面的评价，从而愿意长期从事教师职业的主观心理感受(Beijaard， Verloop， & Vermunt， 2000)。目前有关教师职业认同的研究主要集中于不同视角的概念和模型界定(Goodson & Cole， 1994; Volkmann & Anderson， 1998)、影响因素研究(Beijaard，1995；宋广文，魏淑华，2007)、与其他变量的关系研究(魏淑华，2008)等方面。在研究方法上，较多采用质的方法，如访谈、传记和材料分析等(Lamote & Engels， 2010)，也有一些研究者采用量化的方法来研究，主要采取自编问卷进行(Kremer-Hayon et al.， 2002; Murray & Male， 2005)。而师范生作为未来的老师，他们对于教师这份职业的态度对其在教育事业上的发展起着至关重要的作用，因此，本研究主要探讨影响师范生教师职业认同的因素。 程欢(2017)的研究表明，当前我国尊师重教氛围日趋减少，教师的职业认同感和归属感并不高，提高高校教师的职业认同感需要社会、集体和个人的共同建设。而学校氛围是一个反映学校环境的综合变量，包括组织层面、教学层面、人际关系、文化、价值观等多方面(Cohen， McCabe， Michelli， & Pickeral， 2009; Roeser， Eccles， & Sameroff， 2000)。同时，学校氛围也主要从三个方面影响着师范生的职业认同：教师支持、同学支持和自助机会。已有研究表明，在特定的教育政策和生源状况基础上，教师教育是师范生职业认同培养与促进的关键(Stufflebeam， 2003)。其中，教师教育工作者的支持起着至关重要的作用，主要体现在以促进师范生的学业成就和专业发展为目的的专业支持或功能支持，以促进师范生的胜任感和价值感为目的的心理支持或社会支持(Shelton， 2003)。一方面，加强专业支持可以帮助师范生对教师职业和教学工作有着更为全面和客观的认识和评价，并从中获得意义感和价值感(Murray & Male， 2005)；另一方面，教师通过对师范生给予积极的心理支持，有利于形成良好的师生关系，从而促进学生加深对教师职业的认同(Dome et al.， 2005)。因此我们假设学校氛围对师范生教师职业认同有一定的影响。 另外，在师范院校中，一个良好的学校氛围对准教师的培养有着关键作用(Roeser， Eccles， & Sameroff， 2000)。有研究发现，学校作为师范生未来的主要工作环境，学校氛围与教师的职业认同有着密切关系，要想使教师能长久地坚守在自己的岗位上，营造良好的学校氛围是学校提高教学质量、提升教师归属感的重要手段。比如，在对师范生的培养中，加强对个体的强化和激励，有助于塑造个体的行为和态度，特别是当个体缺乏进行某种活动的内在动机时，给予外部强化可以启发、激发个体从事必要的活动，进而促使个体从活动中获得经验、提高效能，并逐渐培养内在动机(姚梅林，2006)。从教动机作为影响职业认同的重要因素之一，赵宏玉和张晓辉(2015)的研究也发现，从教动机高于或略高于一般人的水平时，其职业认同水平较高。因此，本研究假设在学校氛围和教师职业认同关系中，从教动机起着重要的中介作用。
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user: 2. 研究过程 2.1. 被试 本研究采用随机取样法对华南师范大学的师范生进行问卷调查，共发放问卷372份，收回有效问卷363份，回收率为97.6%，其中男生102人，女生261人，平均年龄为20.29岁；本科一年级学生85人，本科二年级学生107人，三年级学生114人，四年级学生57人；文科类专业133人，理科类161人，艺体类69人。 2.2. 研究工具 2.2.1. 学校氛围 本研究采用两个学校氛围测量的25项修订版本(Brand， Felner， Shim， Seitsinger， & Dumas， 2003)，以综合衡量标准评估了学校氛围的三个维度：教师支持，自主机会，以及同学支持。量表采用里克特5点计分(1 = 从不，4 = 总是)。总分代表了学校氛围的总分，分数越高，说明了学校氛围越好，学生对于学校氛围的感知越满意。经检验，量表在本研究中的Cronbach’s α系数为0.871。 2.2.2. 从教动机 本研究采用Schepens等人(2009)的选择教师教育的动机问卷。该问卷由两个维度构成，分别反映个体对教师职业的热爱程度和对教学工作的兴趣程度，共 4 个项目，里克特6点评分(1代表“非常不符合”，6代表“非常符合”)，得分越高从教动机越高。经检验，量表的Cronbach’s α系数为0.850。由于该问卷每个维度只有2个项目，而且项目内容反映的均是个体对教师或教学工作的内在热爱程度，本研究将其合并为一个维度，作为测量从教动机的指标。 2.2.3. 教师职业认同 本研究选用赵宏玉、兰彦婷、张晓辉和张燕(2012)编制的免费师范生教师职业认同量表。该量表由内在价值认同、外在价值认同、意志行为认同三个维度构成，共15个题目，里克特6点评分(1代表“非常不认同”，6代表“非常认同”)，得分越高认同水平越高。该量表适用于所有的师范生群体。在本研究中，总量表的Cronbach’s α系数为0.927。 2.3. 数据处理 采用SPSS 19.0统计软件进行数据录入、相关分析和中介作用检验工作。
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user: 3. 结果 3.1. 共同方法偏差检验 采用自我报告法收集数据可能导致共同方法偏差，因此，首先采用Harman单因子检验对共同方法偏差进行检验，结果发现未旋转情况下特征值大于1的因子共33个，并且第一因子变异解释率为12.65%， 小于判断标准40%，表明本研究中共同方法偏差问题不明显。 3.2. 描述统计和相关分析 表1和表2分别呈现了教师职业认同水平的描述性统计结果和各变量间的相关系数。 按教师职业认同总分 ≥ M + SD作为高教师职业认同者，将教师职业认同总分 ≤ M − SD为低教师职业认同者，其余为中等教师职业认同者。教师职业认同的平均分为10.61，标准差为4.12。因此，取分数大于70.34为高教师职业认同者创业意向者，取分数低于40.92为低教师职业认同者。高、中、低教师职业认同人数如表1。另外，对65名高教师职业认同者的职业认同总分与52名低教师职业认同者的职业认同总分进行独立样本t检验发现，两个群体的教师职业认同总分存在显著差异，t = −33.51，p < 0.001。可见当前师范生的教师职业认同为中等水平。 对师范生的教师职业认同、学校氛围和从教动机三个变量进行相关分析，相关矩阵如表2。结果表明：师范生的教师职业认同与师范生感知到的学校氛围以及自身的从教动机呈正相关，即若师范生感知到的社会支持和学校氛围越高，那么其教师职业认同感就越高。 3.3. 学校氛围对师范生教师职业认同的影响：从教动机的中介效应 在控制性别、年级和家庭出生地之后，以学校氛围、从教动机为联合预测变量，以教师职业认同作为因变量，采用温忠麟等人(2005)提出的中介效应检验方法进行检验，进行多元线性回归分析，首先通过学校氛围对教师职业认同的回归分析，得到方程1；然后通过学校氛围对教师职业认同的回归分析，得到方程2；最后把从教动机纳入回归方程，通过学校氛围与从教动机对教师职业认同的回归分析，得到方程3。具体检验结果见表3。 如表3所示，方程1整体上显著，F(4， 358)= 38.72，p < 0.001，R 2 = 0.213。其中，学校氛围正向预测教师职业认同。方程2整体上显著，F(4， 358)= 7.833，p < 0.001，R 2 = 0.070。学校氛围正向预测从教动机。方程3整体上显著，F(5， 357) = 104.424，p < 0.001，R 2 = 0.582。学校氛围对教师职业认同的预测显著的同时，从教动机也能正向预测教师职业认同。因此，本研究支持了从教动机在学校氛围和教师职 Table 1 Descriptive statistic 教师职业认同水平 低 中 高 平均数(M) 40.92 55.63 70.34 标准差(SD) 6.42 4.89 2.68 人数(N) 52 246 65 百分比(%) 14.3% 67.8% 17.9% 表1. 描述性统计表 Table 2 Related analysis tabl 变量 M SD 1 2 1) 教师职业认同 56.18 9.14 2) 学校氛围 91.35 9.52 0.718 *** 3) 从教动机 17.11 4.57 0.843 *** 0.502 *** 表2. 相关分析表 注： * 在0.05水平(双侧)上显著相关， ** 在0.01水平(双侧)上显著相关(下同)。 Table 3 Multiple linear regression analysis tabl 方程1 (因变量：教师职业认同) 方程2 (因变量：从教动机) 方程3 (因变量：教师职业认同) β t β t β t 性别 a 0.002 0.034 −0.002 −0.047 0.003 0.092 年级 b −0.047 −0.997 −0.053 −1.050 −0.013 −0.374 家庭出生地 c 0.100 2.130 * 0.140 2.751 ** 0.011 0.312 学校氛围 0.460 9.816 *** 0.245 4.816 *** 0.304 8.689 *** 从教动机 0.636 18.088 *** R 2 0.213 0.070 0.582 F 25.502 *** 7.833 *** 104.424 *** 表3. 多元线性回归分析表 图1. 中介模型图 业认同中的起到部分中介作用，模型如图1，模型拟合系数良好，X 2 /df =1.121，CFI = 0.997，TLI = 0.995，RMSEA = 0.018。