DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 2. 材料与方法 2.1. 样品采集及培养基的配制 土样于2016年5月取自MCPA-Na生产车间，取样时先将表层土刮去2~3 cm，每份取土样10.0 g左右，去除小石子、杂草等杂质，并将土样碾碎，注明采样地点及日期，4℃保存备用。 牛肉膏蛋白胨培养基：牛肉膏3.0 g，蛋白胨10.0 g，NaCl 5.0 g，葡萄糖10.0 g，蒸馏水1.0 L，pH 7.5。固体培养基加入2.0%琼脂，115℃高压蒸汽灭菌20 min。药品采用56% MCPA-Na可湿性粉剂。 2.2. 方法 2.2.1. 降解菌株的富集 将采集的土壤标本用土壤筛过筛后，取2.0 g加入50 mL MCPA-Na含量为0.025%的牛肉膏蛋白胨培养基中，37℃，150 r/min震荡培养3 d；然后取出1 mL加入50 mL牛肉膏蛋白胨培养基中，并提高MCPA-Na含量到0.05%，继续37℃，170 r/min振荡培养3 d。依此连续驯化12 d，至MCPA-Na终浓度为0.1%。 2.2.2. 降解菌的分离与纯化 取富集后的菌液进行浓度稀释10 −1 、10 −2 、10 −3 、10 −4 、10 −5 ，均匀涂布在含MCPA-Na的牛肉膏蛋白胨固体培养基上，37℃恒温培养3 d，挑取单菌落划线，反复分离纯化。 2.2.3. 降解菌株的鉴定 对菌株KE-01、KE-02、KE-03、KE-04进行菌落形态观察、革兰氏染色 [ 19 ] 、芽孢染色 [ 19 ] 、电镜拍照 [ 20 ] 。对照《伯杰氏细菌鉴定手册》，对菌株进行生理生化实验。 分子鉴定：提取细菌KE-01~KE-04总DNA，将通用引物 16F：(5'–AGAGTTTGATCCTGGCTCAG–3') 1492R：(3'–TACGGCTACCTTGTTAGGACTT–5') 作为上下游引物扩增16S rDNA片段，由上海生工生物工程公司完成序列测定。将测序结果上传至NCBI进行Blast分析，利用MEGA5.0构建系统进化树。 2.2.4. 降解菌株的筛选 采用紫外分光光度法 [ 14 ] 测定菌株降解率。首先，建立MCPA-Na标准曲线，配制浓度为0、10、20、40、60、80 mg/L的MCPA-Na标准溶液，扫描190~400 nm波长范围的特征吸收值 [ 21 ] [ 22 ] ，在特征吸收波长下测定不同浓度标准溶液的吸光度(Abs)，以MCPA-Na标准溶液浓度为横坐标，吸光度(Abs)为纵坐标，并绘制标准曲线。其次是对降解率的测定，取活化菌液(OD 600 ≈ 0.8)接入100 mL MCPA-Na含量为0.1%的牛肉膏蛋白胨培养液中，37℃，150 r/min摇床震荡培养。于0、4、8、12、16、20、24、28、32、36、40、44、48 h分别取样，12，000 r/min离心5 min。取上清液，稀释10倍，测定其吸光度值。根据标准曲线方程计算培养基中MCPA-Na的浓度，通过对降解率进行比较来选取高效降解菌株。降解率的计算方法： 降 解 率 = [ ( C 0 − C 1 ) / C 0 ] × 100 % 其中C 0 为MCPA-Na的初始浓度，C 1 为培养后MCPA-Na的浓度。 取活化菌液(OD 600 ≈ 0.8)接入牛肉膏蛋白胨培养液，设3个重复，37℃、150 r/min摇床振荡培养。分别于培养0、4、8、12、16、20、24、28、32、36、40、44、48 h分别取样，稀释10倍后在600 nm处测定菌株的吸光度，表示菌体生物量。结合菌株降解曲线可以确定菌株降解效率与生长的关系。 2.2.5. 最优实验操作条件 将活化菌液(OD 600 ≈ 0.8)按2.0%接入50 mL的液体培养基(MCPA-Na含量为0.1%)中，分别加入麦芽糖、葡萄糖、蔗糖、可溶性淀粉、乳糖作为碳源，实验浓度为3.5%~5.0%；加入蛋白胨、胰蛋白胨、酵母浸粉、尿素、KNO 3 作为氮源，实验浓度为0.5%~3.0%；分别加入NaCl、K 2 HPO 4 、CaCl 2 . 2H 2 O、MgSO 4 ∙7H 2 O、FeSO 4 ∙7H 2 O、MnSO 4 ∙H 2 O、FeCl 3 ∙6H 2 O为培养基提供无机盐；调节pH为5~12，分别在25℃~45℃，在60~180 r/min转速下，每个处理设3个重复，测定MCPA-Na降解率。 再运用响应面法对实验操作条件优化，根据单因素实验，选取影响降解效果较大的因素作为自变量，降解率作为响应值，根据Box-Benhnken的中心组合实验设计原理进行响应面分析实验设计。应用Design Expert 8.0软件进行实验设计和结果分析，建立响应面，最后对分析结果进行验证实验。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 1) 从土壤中筛选得到4株MCPA-Na降解菌株，经16S rDNA序列分析鉴定均为芽孢杆菌属(Bacillus sp.)。其中菌株KE-04能力较强，37℃条件下对含量0.1% MCPA-Na的降解效率可达61.26%。 2) 利用响应面法进行最优操作条件优化，最终菌株KE-04在MCPA-Na含量为0.1%的以5.0%蔗糖为碳源，2.0%的酵母浸粉为氮源，无机盐0.41%，pH为7.8的培养基中培养时降解效果最佳，可达到69.56%。 3) 之前有报道 [ 12 ] 称从湖南郴州地区长期受到MCPA-Na污染的烟田土壤中分离到1株肠杆菌属(Enterobacter sp.)细菌SE08，对MCPA-Na溶液的降解效率可达45.21%。本研究中分离得到的菌株KE-04对MCPA-Na的降解能力在实验室条件下降解效果更佳，具有潜在的应用前景。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 美丽获益(beauty premium)现象在大量文献中被发现，对此，不同的研究者从不同的角度进行了解释。经济学家认为这种现象与个体对某一特定种族的偏见相似。社会学家用刻板印象进行解释，认为吸引性面孔激活了个体关于他们的积极的刻板印象，因此认为吸引性个体具有更好的品质和行为，所以表现出了对他们的偏爱。进化心理学家普遍认为对吸引性个体的偏爱是与求偶和有关，但是不同进化理论的解释侧重点有所不同。基于认知过程的解释认为并不存在对吸引性面孔的偏爱，个体只是偏爱平均化或典型性的面孔，而吸引性的面孔正好符合这一标准，因此才表现出对他们的偏爱。最后一个基于奖赏角度的解释认为，对吸引性面孔的偏爱是因为吸引性面孔具有奖赏价值，在观看这些面孔时激活了大脑中相关的奖赏系统。本综述对各个观点进行阐述，以便更全面的认识和理解个体对吸引性面孔的偏爱。 关键词 :面孔吸引性，解释 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/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 面孔吸引性(facial attractiveness)是面孔知觉(facial perception)研究领域中的重要主题，它是指目标人物的面孔所诱发的一种积极愉悦的情绪体验并驱使他人产生接近意愿的程度(Rhodes， 2006; 李鸥，陈红，2010)。在生活中长得好看的人似乎总是得到较好的待遇，这被称作美丽获益(beauty premium)现象。美丽获益现象受到了经济学家，社会学家，心理学家的广泛关注，研究者从不同的角度对其进行了研究。学校里老师喜欢长相漂亮的学生。职场上，雇佣者喜欢长相漂亮的应聘者(Hamermesh， 2011)，面孔吸引性个体会获得优先的雇佣机会(Hosoda et al.， 2003)。有研究发现，长相出众的人获得了比普通人高出10%~15%的薪水(Hamermesh， 2011)。除此之外，Hamermesh (2006)发现，具有吸引性面孔的经济学家在1996~2004年间的美国经济学会的年选中更有可能竞选为参政者(Hamermesh， 2006)。就在科学研究领域，长相好看的研究者的研究发现也会受到广大群众的认可(Gheorghiu et al.， 2017)。在生活中就算是一个陌生人，如果长相漂亮我们也会倾向于认为他具有好的人格品质，并且会对他具有更高的评价，更愿意亲近他们。有研究发现，在一个独裁者游戏中(dictator game)，被试听一段演讲，在他们做出分配的决策时给他们出示演讲者的照片，结果发现，被试分配给吸引性个体更多的钱(Rosenblat， 2008)。相似的研究也发现，人们更倾向于与面孔吸引性个体合作(Chen et al.， 2012)，更愿意模仿具有吸引性个体的行为(Leeuwen et al.， 2009)。爱美之心人皆有之，那么人类为什么倾向于具有吸引性面孔的个体，吸引性面孔蕴含着什么呢？以下从不同的角度来分析为什么人们偏爱面孔吸引性个体。
system: [SYSTEM]

user: 2. 经济学家的解释 在劳动力市场上，吸引性个体会得到优先雇佣的机会，并且更容易获得职业提升和有更多的机会获得更高的薪水(Hosoda et al.， 2003)。经济学家认为用人市场上的美丽获益现象是由于人们的一种基于口味的区分(taste-based or animus-based discrimination) (Becker， 1957)。在这种观点中，个体对吸引性个体的偏爱或者是对非吸引性个体的偏见与他们的生产力无关，这就好像对一个特定群体(基于他们的性别，种族，宗教)的积极或消极偏见。然而这个模型没有解释为什么对吸引性个体的偏爱和对非吸引性个体的偏见会存在，也就是说这个模型并不是一个解释性的而是一种描述性的。另一种解释将美丽获益解释为一种经济性的区分，因为吸引性个体在用人市场上会使得公司获得更好的利益，或许这种美丽获益现象是吸引性个体具有更多的信心并且更懂得和善于与雇佣者进行薪水洽谈(Mobius & Rosenblat， 2006)。虽然由面孔吸引性造成的雇佣者间的生产性(productivity如具有面孔吸引性的个体会给企业创造出好的经济效益)和信心的差异可以解释为什么吸引性个体更有可能在面试之后被雇佣，更快的获得晋升机会，获得更高的薪水，但是，生产性间的差异和信心水平之间的差异并不能为什么吸引性的个体会被优先获得面试机会。为了解释这一现象，一些经济学家和社会学家认为可能是人们在做出决定之前对不同吸引性面孔个体的期待不同。
system: [SYSTEM]

user: 3. 社会学家的解释 社会心理学家发现，具有吸引性面孔的个体往往会被知觉为更有好的，更健康的，更聪明的，更具有胜任力的，更慷慨和值得信赖的(美即好刻板印象)，而非吸引性个体往往被知觉为内向的，笨拙的，不慷慨和不值得信赖的(Hosoda et al.， 2003)。根据刻板印象理论(stereotype-based theories) (Hosoda et al.， 2003)，当人们面对一张漂亮面孔和一张不漂亮面孔时，关于这个个体的刻板印象(有什么样的心里特质，会表现出什么样的行为)就会被自动的激活，从而形成对这个个体的人格特质和行为方面的期待。面对吸引性个体时与人格有关的积极的刻板印象就会被激活，因此人们认为吸引性个体会有良好的人格特质和好的行为。对于吸引性效应的刻板印象解释与一些研究吻合，这些研究发现，个体经常会从一个人的面孔中推测他人的人格特质，图可信任性，胜任力等等(Stirrat & Perrett， 2010)。但是，这种人格特质和面孔吸引性之间的关系时复杂的，因为积极或消极的人格归因依赖于年龄，性别相似性等因素，例如，在一项研究关于吸引性和成功的研究中，吸引性的男性被认为是更具有胜任力的，而非吸引性的女性(Verhulst et al.， 2010)。此外，基于刻板印象理论没有解释为什么刻板印象会存在，Lemay等人(2010)提供了一种解释认为那种积极的刻板印象是因为他们想与吸引性个体建立社会联结，但是他没有解释为什么会存在这种联结以及这种联结的本质是什么(Lemay et al.， 2010)。因此进化心理学家认为对吸引性个体的偏爱是与选择配偶有关。
system: [SYSTEM]

user: 4. 进化解释 大多数进化解释认为吸引性个体在求偶领域是有价值的。在所有文化下的人类中，男性和女性都有对吸引性个体的性偏好，即人们都希望将吸引性个体作为自己的性伴侣。对吸引性个体作为性伴侣的偏爱可以提高后代的生命质量的概率，事实上，人类的面孔吸引性特征是个体整体质量的表征，他代表了良好的基因，在发展早期较少处于压力中，对疾病的更强的抵抗(Little et al.， 2011; Rhodes， 2006)，因此那些有着对称性，平均性，男性化或女性化，年轻，婴儿脸的个体被认为是美丽的，这显示了良好的质量，那些缺乏这些特征的个体被认为是丑陋的并且显示了不健康。虽然通常认为在高或低面孔吸引性和健康状况中存在线性相关，但是只有在低吸引性和低健康状况间的关系是真实的，而对面孔吸引性的个体的偏爱是对丑陋面孔的反感和抵制的知觉副产品(anomalous face overgeneralization hypothesis) (Zebrowitz & Montepare， 2008)，这个假设源自于吉布森的生态知觉理论，认为对疾病和坏的基因的个体的识别具有适应价值，而这种反应可以泛化到一般个体上，因此我们对非吸引性个体比对吸引性个体的反应更加消极，因为非吸引性面孔携带了更多的不良好基因，事实上，美丽获益现象相比于源自于美丽即是好的，更多的是源自于丑陋即是坏的(Griffin & Langlois， 2006)。 三种不同的进化理论对美丽获益现象进行了解释。第一种认为对吸引性的配偶个体的偏爱已经内置在人类的大脑中，并且泛化到不涉及求偶的社会情境中，按照这种解释，美丽获益现象只是在另一种情景中的非功能性副产品(evolutionary byproduct)这个情境就是配偶和性选择。这种解释的应用范围很广，可以应用在几乎和吸引性个体的任何交往中，包括同性的交往和短暂的交往。第二种进化的角度的解释是功能性进化解释(the functional evolutionary explanation)，这个观点认为对吸引性个体的偏爱反应了性吸引，但是这种偏向几乎是功能性的，他的功能是尽可能接近吸引性的个体进而增加与他们发生性关系的机会，根据这个观点，雇佣者做出有利于吸引性个体的决定无意识或有意识的反应了他们想增加同吸引性个体的发生性关系的机会。这种解释可以很好地适用于异性交往，特别是年长和有权利的男性雇佣者雇佣年轻女性时的情境中。并且这种解释还预测异性恋的人对吸引性的同性个体持有偏见，因为将他们视为潜在的性竞争者(Agthe et al.， 2014)。第三种进化角度的解释是性指示假设(the sexual signalinghypothesis)。认为通过给予吸引性个体工作机会，工作的提升，更高的薪水，这些行为显示了雇佣者的直接的求偶行为(并非简单的保持接近)，并试图显示他自己作为一个潜在的性伴侣，因为乐于共享资源的特质(友善，慷慨，无私，帮助)使得一个人成为较好的配偶对象，那么对吸引性个体(潜在配偶)的偏爱可以解释为一种求偶行为(Barclay， 2010)。这种解释预测经济上慷慨性和亲社会行为可以被看做求偶行为的表现，这不仅仅发生在吸引性个体作为获益的一方，同时也发生在当吸引性个体是观察者或是第三方时。 但是有研究者提出以上关于对面孔吸引性偏爱的解释忽略了两点，就是以往文献中发现的第一，婴儿对吸引性面孔的偏爱。第二，成年人对吸引性婴儿和儿童的偏爱。以上三种进化角度的解释似乎不能解释这两个问题，因此，研究者提出进化的生活历史(evolutionary life history framework)概念来完善这一解释(Chen， 2017)。按照这一解释，个体在没有达到青春期前没有配偶动机，但是却存在对吸引性面孔的偏爱，因为对于婴儿和儿童来讲，生存下去是主要的任务和挑战，由于吸引性面孔通常显示了拥有较少的危险(Rhodes， 2006)，因此他们对吸引性面孔个体的偏爱代表了一种增加他们生存机会的保护性策略，如相对于非吸引性面孔个体，具有吸引性面孔的成年人被知觉为更热情，诚实，拥有较少的危险(Berscheid & Walster， 1974)，因此由于吸引性面孔传达的与生存相关的重要信息，所以在婴儿中表现出了对吸引性面孔个体的偏爱。关于成年人对吸引性婴儿和儿童的偏爱，生活历史理论进行如下的解释：因为吸引性的婴儿显示了健康和胜任力(competence) (Rhodes et al.， 2001b)，更有可能活得长久，成年人(尤其是父母)对自己所拥有的资源和儿童的生殖潜力做出权衡(Beaulieu & Bugental， 2008)，因此对吸引性儿童和婴儿投入更多，这有利于成年人的基因更好的得到延续，因此增加了成年人生殖成功的概率。有大量研究表明与那些拥有正常孩子的父母相比，拥有基因异常的孩子的父母会表现出更多消极的教养行为(如控制)以及更少的积极教养行为(良好的反应性和热情) (Allen et al.， 1990)。
system: [SYSTEM]

user: 5. 心理学家的解释 5.1. 基于认知过程的解释 基于进化角度的解释认为人们对吸引性个体的偏爱是因为将那些吸引性个体作为性伴侣，基于认知角度的解释认为人们对待吸引性和非吸引性个体的差异并不意味着存在对吸引性个体的偏爱，而是认知平均性(cognitive averaging)导致了对吸引性面孔的偏爱，在早期的认知平均化理论中，Langlois等人(1990)用32张女性面孔合成了一张女性面孔，并且用32张男性面孔合成了一张男性面孔，当用于合成的面孔的数量增加时，对面孔的吸引性的判断也随之上升。平均化的面孔和吸引性的面孔可能更多的被感知为原型(prototype)，因此对观察者来说就很熟悉，即使当这个面孔是一个新异面孔时(Langlois et al.， 1994)，当一张面孔表现出了数学平均化或趋向于整个群体的中央时就会被认为是典型的面孔并受到人们的偏爱，并且平均化的面孔比非平均化的面孔更容易被加工，这种加工的流畅性会产生积极的情绪，这也就解释了为什么吸引性的个体会被认为是更积极的并被优先对待。平均化和高吸引性的面孔具有较低的区分性，并被快速的分类(Trujillo et al.， 2014)，并且吸引性面孔提高了被试在基于性别的面孔分类任务中的表现，即提高了被试的速度和准确性(Hoss et al.， 2005)，此外，关于非面孔的刺激的研究也发现这一效应，如当几何图形更接近原型时，被认为是更具有吸引性的并且会被快速的分类(Winkielman et al.， 2006)。除此之外，人们也会更加偏爱其他接近原型的事物，如颜色，音乐，声音(Bruckert et al.， 2010)。更为重要的是，个体对原型的流畅的加工会产生对刺激的更有利的判断，并会影响到情绪状态(Winkielman et al.， 2006)。如有研究操纵了流畅性发现流畅性的增加会使情绪变得更为积极(Monahan et al.， 2000)。 5.2. 基于奖赏过程的解释 这种解释认为个体对吸引性个体的偏爱与基因延续无关，对面孔吸引性的感知和复杂性在于很多特征对吸引性产生影响，并且各种因素可以改变我们对特定面孔的吸引性感知(Little， 2014)。我们最熟悉的是面孔吸引性很大程度上依赖于社会文化因素，如大众媒体和文化传播(Dakanalis， et al.， 2013)。在一个特定地区特定群体中，人们对面孔吸引性有共同的标准，因此会给予那些符合这些标准的面孔更多的价值，使得这些面孔变得更有价值和奖赏性。此外，来自脑成像研究也发现了吸引性面孔(同性和异性)会激活人的奖赏系统包括内侧匡额回(orbitofrontalcortex) (Winston et al.， 2007)，同样，当对同性别的吸引性面孔进行反应时，也会激活被试的奖赏系统(Ishai， 2007)，因此吸引性面孔的奖赏特性在职场上或经济游戏中，吸引性个体会受到较好的待遇。 综上，面孔吸引性对个体决策的影响受到经济学家，社会学家，心理学家的广泛关注，研究者对为什么人们偏爱具有吸引性面孔的个体进行了不同角度的解释，虽然每种解释都具有一定的说服力，并且有相关的研究可以佐证，但是单一的理论并不能解释人类的复杂行为，如进化角度的解释普遍认为人类对面孔吸引性的偏好来自于进化来的选择配偶的动机，但是虽然有实证研究可以间接的证明，但是将人类的这一现象归结为进化而来的心理机制缺少了直接的证明，或许无法被直接证明。个体对面孔吸引性个体的反应很大程度上受到性别因素的影响，包括面孔的性别和观察者的性别，如果未来的实证研究不能证明这种美丽获益效应在异性中更强烈，这就意味着基于进化模型的解释力是有限的，进而会增强其他角度的解释力度。相似的，如果未来的研究发现对具有面孔吸引性的儿童和成年人的偏好是受到不同的机制调节，那么这也会显示出进化角度解释的局限。其次，随着文化心理学的兴起，文化因素受到广泛的关注，未来的研究应该将文化因素纳入进来，在多种文化下考察这种现象的原因。最后，当前的研究还只是停留在行为水平，随着研究手段的进步和发展，脑电技术和脑成像技术越来越多的应用到科学研究领域，未来的研究应该用多种方法和手段考察这种美丽获益现象。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 目的：为了探讨高校大学生的就业焦虑、职业决策困难和自尊之间的关系。方法：利用就业焦虑量表，职业决策困难问卷，Rosenberg自尊量表对300名大学生进行研究。结果：大学生自尊，就业焦虑和职业决策存在显著的负相关，相关系数分别为r = −0.285，−0.308，P < 0.05。职业决策困难与就业焦虑显著正相关(r = 0.491， P < 0.05)；回归分析发现，当职业决策困难进入回归方程，自尊对就业焦虑的预测效应从−0.285下降到−0.113。结论：自尊以职业决策困难为中介影响就业焦虑。 关键词 :就业焦虑，自尊，职业决策困难 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/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 自从1999年高校扩招以来，经过十几年的发展，普通高校大学生的数量急剧扩张。面对如此严峻的形式，大学生的就业焦虑也就越紧迫。目前关于就业焦虑的定义，并没有达成一致的观点。有学者认为就业焦虑就是个体在择业就业过程中表现出来的焦虑，焦躁的心理状态并伴随着一系列的生理和行为反应。曹可梅(2008)对就业焦虑的定义是：大学生就业焦虑是大学生在面对就业问题时所体验到的焦虑情绪。李小凤(2009)认为就业焦虑是大学生在面对求职问题时，对可能出现的无法实现原初就业目标，甚至无法就业的情况所产生的情绪体验。职业决策困难是职业心理学中的一个概念，是在职业未定向的理论基础上提出来的。李娜(2009)对职业决策困难的定义：处在职业探索期的大学生在职业选择中所遇到的各种困难，主要体现在准备性不足，信息探索不充分和存在的多方面矛盾冲突。具体表现为缺乏职业规划，不合理信念的干扰，犹豫不决，自我信息不足，社会资料不足，信息获取渠道不足，内部冲突，外部冲突以及伴随其中的焦虑，担忧，懊悔，紧张不安等情绪不适。黄希庭等人(2003)认为自尊是个人基于自我评价产生和形成的一种自重，自爱，自我尊重，并要求受到他人，社会和集体尊重的情感体验。Leary & Baumeister (1997)提出自尊的社会计量器理论，认为自尊是个体与他人人际关系好坏的内在反应。自尊是个体对其个人及社会，尤其是和重要他人人际关系的主观度量，他反映了个体和他人的关系在个体眼中的重要性。Mary & Whitehead (2003)进一步的研究发现，自尊在职业决策困难和父母依恋之间起着中介作用。结果显示：1) 对于女生而言，母亲依恋完全通过自尊对职业决策困难产生影响；2) 对于男生而言，父亲依恋完全通过自尊对职业决定困难产生影响。我国学者李志勇等(2012)也发现，自尊对职业决策困难有显著影响，即高自尊者遇到的职业决策困难少，低自尊者遇到的职业决策困难多。那么自尊水平高低是否会引发职业决策困难进而引发就业焦虑呢？这是本研究的重要目标。
system: [SYSTEM]

user: 2. 对象与被试 2.1. 被试 以合肥学院，合肥师范学院，安徽建筑大学，阜阳师范学院四个高校的大学生为研究对象，采取简单随机抽样抽取被试300份人，年龄分布在18~24岁，均自愿参加。其中收回问卷290份，有效问卷为283份，回收率为96.7%，有效率为94.33%。男生129人，女生154人；城市134人，农村149人；大四178人，非大四105人。 2.2. 研究工具 1) 大学生就业焦虑量表 大学生就业焦虑量表采用张晓琴(2005)自编的就业焦虑量表，该量表具有很好的信效度。该量表的克隆巴赫系数α = 0.914。该量表共有30个项目，其中有两个项目用于测谎。采用四等级计分，就业焦虑总分由所有题目得分相加，分数越高就业焦虑越高。 2) 自尊量表SES 该量表具有很好的信度和效度。该研究中问卷的克隆巴赫系数α = 0.84，内部一致性系数为0.731。用此量表可以测量学生的自尊水平，该量表有10个题目组成，为四等级评分。其中五个题目是正向计分(1， 2， 4， 6， 7)，五个题目反向计分(3， 5， 8， 9， 10)。自尊总分为各个题目得分相加，得分越多表明自尊水平越高，自尊体验越强烈。 3) 职业决策困难问卷 该问卷是由Gai等人编制的共有35个项目。采用九点计分，得分越高表明被试的职业决策困难水平越高。该问卷的内部一致性系数为0.931。 2.3. 研究方法 主要采用SPSS 16.0进行数据分析。
system: [SYSTEM]

user: 3. 研究结果 3.1. 描述数据和相关分析 由表1知，女生在就业焦虑得分高于男生，且达到显著水平。女生在就业恐惧和面试焦虑子维度上略高于男生，达到显著差异。在就业不安和工作焦虑子维度上两者不存在显著差异。 由表2知自尊与职业决策困难，就业焦虑呈显著正相关。职业决策困难与就业焦虑显著的正相关。 Table 1 The difference test in job anxiety and their sub-dimensions of different genders college student 男(N = 129) 女(N = 154) M SD M SD T P 就业焦虑 66.58 15.87 73.91 13.27 −3.224 0.013* 就业恐惧 19.66 5.77 23.48 5.12 −2.907 0.003* 就业不安 18.13 5.78 18.86 5.30 −1.234 0.084 面试焦虑 12.71 4.64 14.07 4.57 −2.664 0.014* 工作焦虑 11.34 4.33 11.39 3.67 −1.874 0.063 表1. 不同性别大学生在就业焦虑及其子维度上的差异检验 Table 2 Descriptive data and correlation analysi M 自尊 职业决策困难 职业决策困难 150.045 −0.308* 就业焦虑 23.451 −0.285* 0.491* 自尊 28.899 表2. 描述数据和相关分析 Table 3 The mediation role of career decision-making difficulties in the relationship between self-esteem and employment anxiet 变量 职业决策困难 就业焦虑 第一步 第二步 第三步 自尊 −0.308* −0.285* −0.113 职业决策困难 0.491* R 2 0.095 0.081 0.253 F 48.092* 22.366* 45.786* 表3. 职业决策困难在自尊和就业焦虑关系中的中介作用 由表3知：经过回归分析发现，当职业决策困难进入回归方程后，自尊对就业焦虑的回归系数下降为−0.113，自尊对就业焦虑的预测作用不再显著。表明自尊在职业决策困难和就业焦虑中起着完全中介作用。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 研究发现男女生在就业焦虑上存在显著差异，女生在就业焦虑，就业不安和面试焦虑上显著高于男生，且达到了显著差异。女生在就业过程中面临着更大的社会歧视，这是引发女生就业焦虑的重要原因。在当今社会条件下，越来越多的女性选择在职场上奋斗，然而女生找工作难是一个现实的问题，有很多方面原因影响女生就业焦虑，社会性别歧视是很重要的方面。这与张玉柱，陈中永(2006)；钱小华(2008)的相关研究结果是一致的。因此要采取措施，从根本上保证女性在职场上的平等就业权。重视这一问题。完善各项法律法规。在求职或者在职场中女生缺乏社会的支持，因而会挫伤就业的信心，更加加重了就业焦虑。在面试焦虑子维度上，男、女生存在显著差异，女生明显偏高，这可能是与女生的个性有关，女生更关注细节，对很多不确定事件会过分担心和焦虑。这与张晓琴(2005)大学生就业焦虑及其成因分析的研究结果不一致，男女生在就业焦虑上不存在显著差异。研究结果需要进一步去验证。 研究发现职业决策困难与自尊负相关，就业焦虑与自尊负相关的。职业决策困难对就业焦虑有显著的预测作用。并且在自尊和就业焦虑之间起着中介作用。这与之前的研究结果一致。Super (1990)认为高自尊者有清晰的自我认识、有着清晰的职业规划，能够了解自己的兴趣点，并且采用各种方法求职。他们在求职时，能够把自己的特点有优势与现实的社会信息进行匹配，因此能够作出充分的职业决策。而低自尊者则倾向于采取消极的应对方式，比如：“回避”，“压抑”等。并且根据归因理论，低自尊者在失败时也不能够正确的归因，他们更倾向于将失败归因为能力等因素。其次低自尊者对自身的认识不正确，对自身的要求过高，对自身地位较高。此外，低自尊者会将其失败归因为能力等不可控的因素，这种对自身的认知偏差也会阻碍其做出正确的职业选择(李小凤，2009)。王沛和杨金花(2006)的研究也证实，个体的自尊水平与决策倾向性呈正相关。这可能是大学生职业决策困难并引发就业焦虑的原因之一。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 根据中国气象局发布的气象行业标准《太阳能资源评估方法QX/T89-2008》，基于多年长沙气象站的太阳总辐射、武汉气象站的直接辐射以及安乡气象站的日照时数资料，对湖南省安乡县1962~2015年太阳能资源分布特征进行了分析，并对该地区的太阳能资源进行了评估。结果表明：安乡地区年太阳总辐射量和直接辐射量呈减少的趋势，太阳散射辐射量呈增加的趋势，且三者均表现为夏季最多，春秋次之，冬季最少；对该地区太阳能资源的评估表明，安乡县属于太阳能资源丰富地区，且太阳能资源较稳定，其太阳能资源可利用平均天数为166.3天。 关键词 :安乡县，太阳能资源，特征分析，评估 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/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 气候变化是一个复杂的科学问题，人类在对气候变化本身的认识以及影响、适应和缓解气候变化等方面还存在很多亟待解决的问题。太阳辐射不仅是地球表面自然环境中各种物理过程的主要能量来源，也是地面生态系统的能量主要来源，是驱动天气、气候形成和演变的基本动力 [ 1 ] [ 2 ] 。同时，太阳辐射也是反映气候变化的一个重要信号 [ 3 ] 。 国内外很多学者在太阳能资源分析和评估方面做了大量研究，Angtrom [ 4 ] 和Kimball [ 5 ] 最早基于日照和云量这两项常规观测指标来推算太阳总辐射。左大康 [ 6 ] 、翁笃鸣 [ 7 ] 根据我国日射站太阳总辐射月总量和日照百分率拟合两者的经验公式。钱永甫 [ 8 ] 讨论了大气散射辐射和辐射变温率的计算方法，研究了气溶胶的概念、辐射特征以及气候效应。2008年中国气象局发布了气象行业标准《太阳能资源评估方法QX/T 89-2008》 [ 9 ] ，明确了月太阳总辐射和直接辐射的经验推算公式，并规范了太阳能资源丰富程度等级及稳定程度等级 [ 9 ] 。此后，马金玉 [ 10 ] 、周扬 [ 11 ] 、李小虹 [ 12 ] 、赵东 [ 13 ] 等人基于行业标准或相关方法对我国以及各地太阳能资源进行了分析评估，为各地太阳能资源的开发利用提供了科学依据。 近年来，湖南省为应对气候变化和可再生资源发展需求，大力推行太阳能光伏发电建筑应用项目，湖南省太阳能产业发展迅速。杜东升 [ 14 ] 等人对湖南省太阳能资源的整体分布特征和可利用状况进行了分析，而针对更小范围地区的太阳能资源评价研究不多，本研究利用长沙站太阳总辐射、武汉站直接辐射以及安乡站日照时数资料，根据中国气象局发布的气象行业标准《太阳能资源评估方法QX/T89-2008》，对安乡县太阳能资源分布特征进行了分析与初步评估，为合理规划，提高太阳能开发利用回报率提供科学依据，同时在有效缓解和应对气候变化方面具有一定的参考意义。
system: [SYSTEM]

user: 2. 资料与方法 2.1. 资料来源 安乡县地面气象站1962~2015年逐日日照时数资料，1987~2014年长沙站地面气象站逐月太阳总辐射以及同期武汉站直接辐射资料。 2.2. 天文辐射量的计算 根据2008年中国气象局发布的气象行业标准《太阳能资源评估方法QX/T 89-2008》 [ 9 ] (以下简称《评估方法》)，天文辐射大小由太阳对地球的天文位置和各地纬度决定，其计算式如下： Q 日 = T I 0 π ρ 2 ( ω 0 sin φ sin δ + cos φ cos δ sin ω 0 ) (1) 式中Q 日 为日天文辐射总量，T为一天的长度(24*3600 s)，I 0 为太阳常数(1367 W/ m 2 )，φ为当地纬度角，δ为太阳赤纬，2ω 0 为可照时间，ρ为日地距离系数，由上式可求得每日天文辐射总量。逐日天文辐射量累加可得到月天文辐射量。 2.3. 辐射资料推算方程的建立 根据《评估方法》，对于无太阳辐射观测的地点，选择最近的有太阳辐射观测的站点作参考总辐射和直接辐射气候学计算公式如下： Q = Q 0 ( a + b s ) (2) Q ′ = Q 0 ( a s + b s 2 ) (3) 其中，Q为太阳总辐射量(MJ/m 2 )，Q′为直接辐射量(MJ/m 2 )，Q 0 为天文辐射量(MJ/m 2 )，s为日照百分率(%)，a、b为经验系数。(1)式为中华人民共和国气象行业标准QX/T89-2008《太阳能资源评估方法》中太阳总辐射推算方法。 本研究中，利用相对较近的多年长沙站太阳总辐射观测资料和武汉站直接辐射资料推算出安乡县逐月太阳总辐射、直接辐射、散射辐射的历史数据，作为本研究分析和评价的依据。表1、表2分别为逐月太阳总辐射量和直接辐射量的推算方程经验系数及相关系数。由表1、表2可知，各月的相关系数均通过置信度α = 0.01的显著性检验。 2.4. 太阳能资源稳定度的计算 《评估方法中》规定，太阳能资源稳定程度用各月的日照时数大于6h天数的最大值与最小值的比值表示，公式如下： Table 1 Empirical equation and correlation coefficient of total solar radiation equatio 月 1月 2月 3月 4月 5月 6月 7月 8月 9月 10月 11月 12月 a 0.1080 0.0850 0.1172 0.1518 0.1606 0.2137 0.2623 0.1814 0.1393 0.1879 0.1261 0.0809 b 0.6001 0.7377 0.5416 0.4730 0.5115 0.3855 0.3396 0.4767 0.5690 0.4140 0.5569 0.6967 R 0.9121 0.9027 0.8818 0.8309 0.8434 0.7153 0.7150 0.7778 0.7925 0.8609 0.8443 0.9452 表1. 太阳总辐射推算方程经验系数与相关系数 Table 2 Empirical equation and correlation coefficient of direct solar radiation equatio 月 1月 2月 3月 4月 5月 6月 7月 8月 9月 10月 11月 12月 a 0.0619 0.0321 0.0172 0.04 0.0206 0.0601 0.1102 0.1374 0.1025 0.0284 0.0008 0.0202 b 0.5599 0.4585 0.4038 0.4518 0.4118 0.5093 0.6292 0.6352 0.6155 0.4699 0.4169 0.4542 R 0.9335 0.8827 0.8255 0.7660 0.7228 0.8541 0.8779 0.8282 0.8626 0.7567 0.7972 0.8677 表2. 太阳直接辐射推算方程经验系数与相关系数 K = max ( D a y 1 ， D a y 2 ， ⋯ ， D a y 12 ) min ( D a y 1 ， D a y 2 ， ⋯ ， D a y 12 ) (4) 式中： K——太阳能资源稳定程度指标，无量纲数； D a y 1 ， D a y 2 ， ⋯ ， D a y 12 ：1至12月各月日照时数大于6 h天数，单位为天(d)； max()：求最大值的标准函数；min()：求最小值的标准函数。
system: [SYSTEM]

user: 3. 结果分析 3.1. 太阳辐射的分布特征 3.1.1. 总辐射 采用式(2)和表1的拟合参数计算了安乡站的各月和逐年的总辐射量。1959~1961以及1964年由于资料缺测，不能推算太阳总辐射量，以下类同。分析如下： 由图1可知，安乡县的年总辐射量在3533.3 (2014年)~4614.8 MJ/m 2 (1986年)之间。近50年，从线性趋势变化来看，安乡县年总辐射量呈减少的趋势(通过α = 0.05的信度检验)，减少幅度为−47.2 MJ/m 2 (每10年)；从年际变化情况来看，安乡站年总辐射量年际变化基本呈波动特征，上世纪80年代中期、90年代中期至本世纪初，总辐射量有上升的趋势，而近年来年总辐射量明显下降，可能与雾霾等空气污染加重、观测场周边遮挡等有关。 图2给出了安乡县各月太阳总辐射的气候值(1981~2010年平均值，下同)。从图可以看出，安乡县总辐射值夏季最大，其次是春季和秋季，冬季最小，5~8月为总辐射高值期，其中7月的总辐射量最大，为559.5 MJ/m 2 ；1月推算值最小，为189.6 MJ/m 2 。 3.1.2. 直接辐射 采用式(3)和表2的拟合参数计算了安乡站各月和逐年的直接辐射量。由图3可知，安乡县的年直接辐射量在731.4 (2014年)~2089.6 MJ/m 2 (1990年)之间。近50年来安乡县年直接辐射量呈线性减少的趋势(通过α = 0.05的信度检验)，减少幅度为−67.9 MJ/m 2 (每10年)；年际变化特征上，直接辐射年总量呈波动下降趋势。 图1. 安乡县太阳总辐射年际变化趋势 图2. 安乡县各月太阳总辐射 图3. 安乡县太阳直接辐射年际变化趋势 月季分布情况来看(图4)，安乡县直接辐射值夏季最大，春秋季次之，冬季最小；7~8月辐射值明显大于其他月份。 3.1.3. 散射辐射 散射辐射由推算的总辐射量减去直接辐射量而得到。安乡县的年散射辐射量在2380.4 (1990年)~2960.5 MJ/m 2 (1993年)之间。近50年来，散射辐射量整体在波动中上升，其年际变化较小。但要注意到散射辐射值要大于直接辐射多，而且两者差值越来越大，这也可能与利用武汉站资料推算出来直接辐射量值较小有关(图5)。 月季分布情况来看(图略)，同总辐射和直接辐射类似，安乡县散射辐射值夏季最大，春秋季次之，冬季最小；4~8月为高值期，12月最少。 3.1.4. 直射比 直射比是指直接辐射曝辐量在总辐射曝辐量中所占的比例，用百分比或小数表示，实际大气中，其 图4. 安乡县各月太阳直接辐射 图5. 安乡县太阳散射辐射年际变化趋势 数值在[0，1)区间变化。 图6给出了安乡县直射比的年际变化趋势。可以看出，安乡县直射比呈波动中下降的趋势；安乡县本世纪以来直射比约为0.29左右，根据中华人民共和国国家标准《太阳能资源等级总辐射》(GB/T 31155-2014)中辐射形式等级的规定，当比值小于0.35时，辐射形式处于散射辐射占主导。 从年变化来看(图略)，8月直射比最高，3月直射比最低。整体来看，下半年(7~12月)的直射比要大于上半年(1~6月)。 3.1.5. 日照时数 图7为安乡日照时数的年际变化趋势，可以看出日照时数的线性趋势变化不显著；年际变化上，上世纪60年代后期至70年代日照时数相对偏多，本世纪初开始，日照时数呈逐渐偏少的趋势。月的分布情况(图略)，安乡县日照时数最大值出现在7~8月，最小值均出现在2月；下半年日照时数要多于上半年。 图6. 安乡县太阳直射比的年际变化趋势 图7. 安乡县日照时数的年际变化趋势 3.2. 太阳能资源初步评估 3.2.1. 太阳能资源丰富程度评估 根据《评估方法》标准，年太阳总辐射小于3780 MJ/(m 2 ∙a)，为资源一般区，在3780~5040 MJ/(m 2 ∙a)之间，为资源丰富区。安乡县年总辐射量气候值为4247.4 MJ/m 2 ，属于太阳能资源丰富地区(表3)。 3.2.2. 太阳能资源利用价值评估 根据《评估方法》标准，某地区太阳能资源的可利用价值通常以月日照时数大于6 h的天数作参考，当某一天日照时数大于6 h时，可以认为这一天是以晴到多云为主的天气，光照充足，适合太阳能光伏组件的发电出力。由图8可知，安乡县年日照时数 > 6 h天数最大值为191天(1985年)，最少值为124天(2014年)，气候平均值166.3天，表明安乡地区全年近一半时间可以利用太阳能资源。 图8. 安乡县日照时数大于6小时天数的年际变化趋势 Table 3 Solar energy division inde 太阳总辐射年总量(MJ/(m 2 ∙a)) ≥6300 5040~6300 3780~5040 <3780 资源丰富程度 最丰富 很丰富 丰富 一般 表3. 太阳能资源区划指标 3.2.2. 太阳能资源稳定度评估 根据《评估方法》中的标准定义，当稳定度K < 2为稳定，K > 4为不稳定，K介于2~4之间为较稳定。由公式(4)，安乡县太阳能资源稳定度的气候值为2.61，表明安乡县太阳能资源较稳定。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论与讨论 本研究基于长沙站太阳总辐射、武汉站直接辐射以及安乡站日照时数资料，根据中国气象局发布的气象行业标准《太阳能资源评估方法QX/T89-2008》，对安乡县太阳能资源分布特征进行了分析，并初步评估了该地区的太阳能资源丰富程度、稳定程度以及可利用状况，得到以下结论： 1) 近50年，安乡县年总辐射量在3533.3~4614.8 MJ/m 2 之间，整体呈线性减少的趋势。年际变化上基本呈波动特征，上世纪80年代中期、90年代中期至本世纪初，总辐射量有上升的趋势，而近年来年总辐射量明显下降；从年内分布上，总辐射值夏季最大，其次是春季和秋季，冬季最小，5~8月为总辐射高值期。 2) 安乡县年直接辐射量在731.4~2089.6 MJ/m 2 之间，呈线性减少的趋势，减少幅度为−67.9 MJ/m 2 (每10年)；月季分布上，直接辐射值夏季最大，春秋季次之，冬季最小；7~8月辐射值明显大于其他月份。 3) 安乡县的年散射辐射量在2380.4~2960.5 MJ/m 2 之间。近50年来，散射辐射量整体在波动中上升，其年际变化较小；同总辐射和直接辐射类似，安乡县散射辐射值夏季最大，春秋季次之，冬季最小；4~8月为高值期，12月最少。 4) 安乡县直射比呈波动中下降的趋势，平均直射比为0.29，辐射形式处于散射辐射占主导；各月中，8月直射比最高，3月直射比最低；下半年直射比要大于上半年。 5) 安乡县日照时数的线性趋势变化不显著；上世纪60年代后期至70年代日照时数相对偏多，本世纪初开始，日照时数呈逐渐偏少的趋势；安乡县日照时数最大值出现在7~8月，最小值均出现在2月。 6) 对安乡县太阳能资源的评估表明，安乡县属于太阳能资源丰富地区，且太阳能资源较稳定，其太阳能资源可利用平均天数为166.3天。 本研究中安乡县年太阳总辐射量和直接辐射呈递减趋势，这一结果与各地相关研究较为一致 [ 10 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ] ；造成的原因十分复杂，推测可能与大气中悬浮粒子浓度的增加、气象观测站周边建筑遮挡以及日照时数减少有关，需要在下一步工作中继续探讨。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 塔河油田是在塔里木盆地发现的特大碳酸盐岩油气田。开发实践表明，断裂的形成演化及成因机制，以及对溶蚀作用的控制作用规律还需要进一步深化研究。本文以塔河油田托甫台区为例，利用高精度三维地震资料及油田生产动态资料，在对断裂系统特征、形成演化及其成因机制系统解析的基础上，结合溶洞分布的解释，研究分析走滑断裂对溶洞形成的控制和影响。结果表明，加里东中期–海西运动早期形成的走滑断裂均是“控洞断裂”，其中断层规模、构造样式、断裂活动期次、奥陶系隔水层桑塔木组的分布是控制溶洞发育的主要因素。该认识丰富了碳酸盐岩“断溶体圈闭”理论的内涵，并对塔里木其他油田进一步的勘探开发有指导意义。 关键词 :走滑断裂，碳酸盐岩，断溶体，岩溶作用，塔河油田 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/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 塔河油田是1996年在塔里木盆地发现的特大碳酸盐岩油气田，储层主体是奥陶系的碳酸盐岩 [ 1 ] - [ 6 ] 。塔河油田托甫台区处于塔里木盆地东北坳陷阿克库勒凸起西南倾末端 [ 7 ] ，北东方向毗邻塔河油田主体区(图1)。前人认为塔河油田属于阿克库勒凸起上的碳酸盐岩缝洞型油气藏，经多期岩溶作用的叠加改造，形成以风化壳岩溶为主的缝洞体，其中岩溶古地貌是控制岩溶发育的重要因素之一 [ 6 ] [ 8 ] [ 9 ] 。随着塔河油田勘探开发的不断深入，发现塔河油田岩溶缝洞体的发育与断裂发育之间有较好的匹配关系，具有明显的“断控岩溶”特征，以断裂带为核心发生溶蚀扩大，使之成为覆盖区中–下奥陶统岩溶缝洞体发育的有利区带 [ 10 ] - [ 18 ] 。在此基础上，鲁新便等 [ 19 ] 首次提出了“断溶体”油藏的概念(储层发育及油气分布受断层及其溶蚀孔洞所控制而形成的油藏)，并进一步阐述了塔河上奥陶统覆盖区“断溶体”油藏的形成机理及其特征，十分明确地指出了断层与碳酸盐岩溶蚀作用和油气成藏的紧密联系。“断溶体”模式对塔河油田的开发发挥了良好的指导作用。 随着塔河油田开发挖潜的不断深入，发现不同断裂、同一断裂带的不同段落、主次断裂不同的组合方式、以及离断裂带的远近都对油井的产量有影响，但具体的影响作用没有明确的认识；已有的断裂演化研究均依据Anderson断层模式 [ 20 ] ，但该模式基于均匀介质，具有显著的局限性；已有的“断溶体”模式无法满足塔河油田进一步开发挖潜的需要，需要进一步的深化研究。 本文以广义断层模式理论(即先存构造条件下的断层作用模式 [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] )为指导，利用高精度三维地震资料，结合钻井资料和开发动态数据，以塔河油田托甫台地区为例，主要针对TP12CX和S99 图1. 塔河油田奥陶系 T 7 6 反射层断裂分布图 两个走滑断裂带(图1)，精细解剖断裂系统特征、演化及成因机制，包括断层的产状(走向与倾角)、剖面主次断裂的组合特征(构造样式)、平面组合特征及其横向变化(分段性)、断层的性质、演化历史和动力机制等。在此基础上，研究分析断裂对碳酸盐岩溶蚀作用的控制和影响作用特征和规律，建立走滑断裂系统对溶蚀作用的控制作用模式。 该模式的建立将深化碳酸盐岩“断溶体”控藏模式，一方面可以指导塔河油田进一步的开发挖潜，另一方面，也可以为其他“断溶体”碳酸盐岩油藏的勘探开发提供借鉴。
system: [SYSTEM]

user: 2. 托甫台区走滑断裂系的几何特征 托甫台区所在的塔河油田位于塔里木盆地北部沙雅隆起阿克库勒凸起，先后经历了加里东期、海西期、印支期—燕山期及喜马拉雅期等多期构造运动(表1)，在上述构造演化背景下，形成了一系列规模不等、多期叠加的断裂系统。 通过三维地震资料系统的构造解释，塔河油田西部的断裂在平面上分布具明显的规律，构成了十分显著的共轭走滑断裂系(平面“X”型)，表现为“菱形格状”的组合特征(图1)。本文重点解剖托甫台地区(图1黑色方框内区域)内的一对共轭走滑断裂系——S99断裂带、TP12CX断裂带的特征。 NNW向的S99断裂带和NNE向的TP12CX断裂带具有典型的共轭特征，构成托甫台地区的构造格架(图2)。本文三维地震资料构造解释的基础上，从断层的产状(走向与倾角)、剖面主次断裂的组合特征(构 Table. 1. The tectonic evolution and active stages of fault 表1. 塔河油田构造演化及断裂活动期次表 造样式)、平面组合特征及其横向变化(分段性)来解剖S99、TP12CX断裂带的几何特征。 2.1. 断裂剖面组合特征——构造样式 通过三维高精度三维地震资料(包括相干体)的构造解析，塔河油田托甫台区的TP12CX、S99断裂带为典型的共轭走滑断裂系，但主次断裂的剖面组合特征在不同段落表现出显著的差异，即不同段落存在不同类型的构造样式。通过对地震资料的精细解释(4 × 4)，识别出单支状、花状两大类走滑断裂构造样式，其中花状断裂包括半花状、正花状、负花状、复合型四个亚类(图3)。正是这种构造样式的横向变化是导致“断控储层”横向差异的地质基础。 “单支状”：只有主干断裂，没有分支断层。走滑作用的同时也有垂向位移，导致地层错断。断裂面高陡狭窄，剖面呈独立单支状，平面为线性展布(图3)。 “花状构造”：花状构造是走滑断裂中主干断裂和分支断裂在剖面上的特殊组合形态，是鉴别走滑 图2. 托甫台地区S99、TP12CX走滑断裂系不同反射层断层平面叠合图(反射层界面代号的涵义见表1) 断裂的重要标志之一。花状构造样式主要特征为主干断裂基底走滑错断，断裂面高陡狭窄，浅层地层破碎明显，分支断裂发散，向下底部收敛、合并，一般分负花状构造和正花状构造。但本区除上述两种类型外，还识别出正–负花状的叠加类型(“复合型”)及只有一侧发育分支断裂的“半花状构造”，即本区的花状断裂包括半花状、正花状、负花状、复合型四个亚类(图3)。 正花状构造样式主要在奥陶系地层发育，造成奥陶系(T74反射层以下)斜向压扭错断，形成向上撒开的逆冲断层分支，形成背形断背斜构造(图3)，是压扭构造作用下的产物。 负花状构造主要发育在晚古生界及中生界地层中，表现为地层斜向张扭错断，由向上撒开的正断层分支构成，形成向下塌陷的向形构造，是张扭构造作用下的产物。 复合型花状构造是本区发育的比较独特的构造样式类型，是在正花状构造的基础上叠加负花状构造而形成，是作者新发现的构造样式类型。其中在奥陶系构造层表现为正花状构造、而在上古生界和中生界地层中则表现为负花状构造，系压扭和张扭构造作用叠加而成(图3)。 不同类型花状构造的发育为一方面为断裂活动期次的精确的构造解析提供了很好的依据，另一方面，也可以差异溶蚀作用规律研究提供线索。正花状构造、负花状构造和雁列构造活动时间是本区确定走滑 图3. 塔河西部走滑断裂构造样式(图中反射层代号的涵义见表1) 断层活动期次的主要依据。 2.2. 主断裂带的分段性及其组合特征 TP12CX和S99是组成共轭的两条走滑断裂带，但这两条断层沿走向在平–剖面上的构造特征均表现出明显的变化，表现出同一条断层存在明显的分段性。正是这种分段性，造成不同段落对碳酸盐岩的溶蚀作用产生很大的横向变化。 TP12CX断裂位于塔河西南部，在 T 7 6 反射界面(奥陶系一间房组内)与S99断裂带呈锐角相交，构成共轭。该断裂走向NNE，倾向SEE-NWW，平面延伸较远，长约53 km，断面陡立，倾角75˚~90˚，垂向断距不大(5~25 m)，向下均断开 T 9 0 ，而浅层发育程度有所不同。 按照TP12CX断裂带的断裂平面上的差异，次级共轭断裂交切关系，断层倾向和倾角，构造样式的差异情况等因素，可将TP12CX断裂带分为艾丁东段、TP12CX北一段、TP12CX北二段、TP12CX中段、TP12CX中南一、二段6个段落。(图2)。 TP12CX走滑断裂带由南向北：① 断层向上断开层位依次变浅，中南段断至泥盆–石炭系，而中、北段、艾丁东段上部断达三叠系；② 断层倾向从中南段以北出现反转(表现为走滑断层的丝带效应)：在南段为西倾，向北为东倾，表现出“丝带效应”；③ 断层的组合存在差异：南北两侧(南段–中段和艾丁东段)组合相对比较简单，中间(北段)相对比较复杂；④ 断层性质存在差异：南段–北段存在明显的压扭特征，艾丁东段压扭特征不明显。 S99断裂位于塔河十区西部，断裂走向NNW，倾向SWW-NEE，平面延伸较远，长约32 km，连续性较好，断面较陡，倾角75˚~90˚，接近直立，垂向断距不大(10~40 m)。在 T 5 6 反射界面(石炭系巴楚组顶)平面上，S99主干断裂连续性较好，主干断裂带附近发育了NE-NW向次级雁列断层。 T 4 0 界面(侏罗系顶)上，S99主干断裂不发育，沿S99一段其原有走向发育NE向雁列断层。与TP12CX同样的划分原则，将S99断裂带分为S99一段，S99二段，S99东段。S99断裂向下均断开T90，而浅层发育程度有所不同，由南向北，断开层位依次变浅，S99东段断至泥盆–石炭系，而S99一、二段上部断达三叠系；断裂带影响较TP12CX宽，S99东段发育一条主断裂，平面上连续，周围没有共生或派生断裂；S99二段与S99一段则发育少量次级断裂，与主干断裂斜交或平行。