DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结论 经由分别于春肥和膨果肥时期全季度使用“大力丸”高效复合肥料，对比常规复合肥不但减量，且达到增质增收，对土壤、劳动力减负和果树达到三赢的局面。使用“大力丸”10月末在采收时叶片仍处于健壮的状态，显示仍具有制造养分供回流，为来年作花芽分化作准备。均衡的元素配比和其高效因子发挥的缓释性，有别于传统复合肥和控释性肥料，大力丸真正体现了省肥省力省成本，提质增效的效益。
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user: 摘 要 目的：通过研究高龄中暑患者的早期临床特征以及救治情况，提高对高龄中暑患者的早期识别诊治能力。方法：选取我院2013年7月到2018年9月收治的18例高龄中暑患者作为研究对象，分析相关临床资料。结果：18例高龄中暑患者，治愈12例，好转3例，死亡2例，签字离院1例。结论：早期对高龄中暑患者进行识别并积极救治，可以提高生存率。 关键词 :高龄，中暑，凝血功能障碍，连续性肾脏替代治疗 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. 引言 在无风以及暑热天气中，由于患者体温调节功能出现障碍，电解质以及水丧失出现相关临床表现的疾病即中暑 [ 1 ] 。老年，尤其是体弱既往合并基础疾病的患者，极容易出现重度中暑甚至是热射病，严重影响患者的生存状态 [ 2 ] 。为了研究高龄中暑患者的临床救治方法，选取我院2013年7月到2018年9月收治的18例高龄中暑患者作为研究对象，其中年龄均大于65岁，伴有机体体温调节障碍，水、电解质代谢紊乱及神经系统功能损害等症状，具体情况如下。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 一般资料 选取我院2013年7月到2018年9月高龄中暑患者，其中男性10例，女性8例，年龄69~92，平均年龄76 ± 5.6岁。记录入院时患者GCS评分，其中3~5分患者11人，统计所有患者发病时体温，呼吸支持方式、床旁血液净化治疗情况、实验室检查结果(肝肾功能、心机标志物、凝血象)，是否输血及随访所有患者的预后及转归。5例患者有高血压既往史，4例患者合并2型糖尿病，18例患者发病时平均体温39℃ ± 9.1℃，11例患者出现呼吸困难，其中8例应用呼吸机辅助通气治疗，11名患者出现大小便失禁以及不同程度的意识障碍，3名患者出现了休克表现。 2.2. 方法 其中ICU平均住院时间为15 ± 1.5天，病情重，常常继发多脏器功能衰竭，需机械通气以及床旁血液净化支持治疗。入院后采用迅速降温：采用冰毯，冰帽物理降温，使患者体温迅速下降，通常在入院1~3小时内使患者体温快速下降38℃以上；对于继发多脏器功能衰竭患者，应用CRRT治疗；对于意识障碍合并呼吸衰竭患者，予以气管插管机械通气治疗；对于合并抽搐的患者，予以地西泮静脉注射控制抽搐治疗。
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user: 3. 结果 8例患者出现多脏器功能衰竭表现，其中5人采用CRRT治疗，另3人因其他原因未采用，5人中有4人病情得到控制，1人死亡，未进行CRRT治疗3里患者，1人签字离院，1人死亡，另1例通过静脉输液保护脏器功能治疗，患者出院时指标有所好转，但未痊愈；3例患者由于凝血功能障碍伴血小板减少，予以输血浆、血小板治疗，1例患者病情有所缓解，另2例患者死亡。8例患者应用呼吸机辅助通气治疗，其中6人随着意识状态好转，成功撤机，2例患者死亡。
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user: 4. 讨论 老年人缺乏对中暑可能危及生命的基本认识，大多数老年人身体发生不适仍坚持不到医院就诊的观 念是错误的，老年人因常伴随高血压、糖尿病、冠心病等较多基础疾病，脏器储备能力较差，同时老年人由于害怕“受风”，不愿意开窗，夏天一旦处于闷热、空气流动性差的环境中极易发生中暑。 影响老年人中暑预后的因素包括高热持续时间、降温速度、机体损伤程度、中枢神经系统出现昏迷及昏迷持续时间。本研究发现，通过迅速降低体温是抢救成功的关键，配合血液净化治疗 [ 3 ] ，不仅可以调节水电解质混乱、稳定内环境，而且可以有效而安全的降低体温，可以明显降低老年人中暑死亡率。本研究中，有8例患者出现多脏器功能衰竭表现，其中5人接受了CRRT治疗，80%患者的病情在较短的时间内得到了控制。本研究中有三例患者出现凝血功能障碍，其中2例死亡，有研究表明凝血功能异常与疾病的严重程度密切相关，如不及时纠正，将显著增加死亡风险。对于合并意识障碍的老年人，存在着呕吐及误吸的情况，如果合并呼吸困难，需要气管插管，机械通气辅助呼吸可以有效防止误吸，减少呼吸肌做工，改善组织供氧，在患者意识清醒后，可以逐步撤机，个别中暑的老年人可能存在永久性神经后遗症。因此提高对老年人中暑的早期识别和预防能力，有助于减少不良反应，降低致残和死亡率。
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user: 摘 要 本实验采用单字研究范式，两个实验中分别采用文字和图片作为材料，分别启动正性情绪和负性情绪，探究情绪一致性和材料性质对定向遗忘的影响。实验采取2 (情绪诱发状态：积极、消极) × 3 (材料情绪效价：正性、中性、负性) × 2 (提示类型：记住、忘记)混合设计。研究发现：1) 在实验一和实验二中情绪状态都不会影响定向遗忘效应的出现；2) 实验一和实验二的情绪效价会影响定向遗忘的出现；3) 文字组中情绪状态和情绪效价的交互作用会对定向遗忘产生影响，由此证明了心境一致性效应；4)实验一的面孔情绪材料没有出现定向遗忘效应，而实验二的文字组定向遗忘效应显著，说明不同材料对定向遗忘效应也是有差异的。 关键词 :定向遗忘，情绪状态，情绪效价，材料性质 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. 前言 定向遗忘是指遗忘的指向性和有意性。同自然遗忘相比，定向遗忘强调主动忘记无关信息。Bjork (1972)提出定向遗忘的研究范式：向被试呈现一些材料，一些让其必须记住(to-be-remembered，简称TBR)，一些必须忘记的(to-be-forgotten，简称TBF)，如果记住的项目成绩明显优于遗忘项目的成绩，那么定向遗忘效应便产生了。 情绪和记忆是个体情感过程和认知过程两个重要的部分，在不同情况下会互相影响和相互作用。比如，对待痛苦事情的记忆，人为了避免自己受到伤害就会尽量选择忘记，对待积极快乐的事情，人们往往倾向提及或回忆，甚至回忆起的时候还会有同样快乐的情绪存在。在这个程度来说，情绪对记忆来说起到了一定的调节作用。因此定向遗忘和情绪的交互作用也是近年来许多研究者关注的热点。在以往的一些研究中发现，项目的记忆水平会比非情绪项目的记忆水平高，但也有一些实验表明当遗忘的信息带有情绪色彩时，定向遗忘效应并没有出现。总的来说对情绪和定向遗忘交互作用的研究目前还没有一个统一的定论，因此对尚未证实的领域进行补充成为完善记忆理论的必要途径。 那么，在某种情绪状态下，情绪的一致性会影响定向遗忘吗？与情绪状态相一致的材料对人们来说会影响定向遗忘效应吗？鉴于情绪状态与情绪学习材料有可能存在交互作用，本实验以120名大学生为研究对象，分两组分别诱发正性和负性的情绪，在每组实验中给被试呈现三种情绪效价的图片材料和文字材料，研究情绪一致性和材料性质对定向遗忘的影响。 1.1. 情绪与定性遗忘关系的研究 20世纪70年代，心理研究者发现个体的情绪状态对其认知过程存在很明显的影响，因此情绪对记忆活动的影响也受到了广泛研究者的关注。如何准确有效地诱发个体的情绪也成了研究者关注的重点。在郑璞(2012)等人的研究中显示，启动材料可以很多样化，分为视觉材料、听觉材料、嗅觉材料、多通道材料。其中多通道材料在Eldar等人(2007)的研究中表明，给被试看影片时同时播放积极或消极的音乐能够起到更好的诱发效果。因此本实验将采用视频诱发材料。 那么如何来验证被试的情绪是否被启动呢？已有研究表明，个体自我报告的方法可以在一定程度上反应被试的情绪状态。因此本实验采用自陈报告法测量被试情绪启动状态。其中情绪按照愉悦程度分为9个等级，负性–中性–正性，其中负性代表1，中性代表5，正性代表9，在观看启动材料之前和之后分别做两次的自我评定。 1.1.1. 情绪对记忆的影响 在多年的研究中不难发现，情绪和认知之间的相互作用已经得到了众多实验的验证和证明。从情绪的角度出发，情绪与记忆的关系研究一般分为两个部分，一个是将情绪作为记忆材料的特征，即将情绪性学习材料作为记忆内容，第二个部分是把情绪作为被试的一种心理状态。现在有关情绪和记忆的研究主要集中三个方面：记忆材料的性质、记忆信息时个体的心理状态和提取信息时个体的心理状态。 在对信息进行编码时，情绪对记忆的影响存在心境一致性效应(mood congruent effect)。此效应表明个体在经历一种特殊的心境后，让他们对同样情感维度的材料进行学习的时候，他们倾向于用其心境相同的情绪来解释这种经验，回忆时也存在加工编号，这种加工偏好就是所谓的心境一致性记忆。Snyder和White (1982)在实验中诱发大学生产生积极和消极情绪之后，让其回忆过去两周内发生的事情，结果显示积极情绪的被试回忆积极事件是消极事件的4倍多，而消极情绪的被试回忆消极事件是积极事件的2倍多，印证了情绪状态和记忆内容情绪一致性对记忆的促进作用。 1.1.2. 情绪对定向遗忘的影响 自从Bjork (1986)提出定向遗忘之后，大量的心理研究者开始对定向遗忘进行多方面多层次的研究。近年来，一些研究者将特殊人群，比如PTSD患者或被性虐待儿童及经历巨大创伤的个体作为研究对象，结果显示定向遗忘产生的效应也不尽相同。 Power等人(2000)的研究表明抑郁被试在消极词汇中并没有表现出定向遗忘效应，而对要求遗忘的词汇回忆效果很好。国内研究者王大伟(2004)发现在对抑郁个体定向遗忘的实验中，无论在正性词还是负性词上，抑郁个体都出现了明显的定向遗忘效应，且与正常个体没有差异。其结果和前人研究结果不一致，有可能是研究范式不同的原因。 国内研究者杨海波等(2010)的一项研究中，对汶川震后的孤儿进行研究，实验材料选用地震相关的图片和无关的图片，探讨被试对不同材料性质的定向遗忘的差异，结果发现震后孤儿对地震相关的图片没有出现明显的定向遗忘效应；而在他们的另一项研究中，首先诱发震后孤儿积极或消极的情绪，然后让其学习带有积极情绪效价或消极情绪效价的词汇，结果表明在不同的情绪状态下，不同情绪效价的词汇回忆成绩存在差异，即积极情绪下学习的积极词汇较消极词汇出现的定向遗忘效应更不明显，消极情绪下学习的消极词汇较积极词汇出现的定向遗忘效应更小。说明对PTSD儿童，情绪状态和词汇性质影响了定向遗忘的产生。 同时，Payne和Corrigan (2007)用带有情绪色彩的图片和中性图片作为实验材料，研究人们对于情绪性材料的记忆效果。结果发现当要求遗忘的列表为中性图片时，定向遗忘就出现了，而当遗忘项目为正性或负性的情绪性图片时，定向遗忘效应则没有出现，他们认为情绪性的记忆会影响被试的定向遗忘功能。我国研究者贾宏燕等(2010)研究中将情绪性图片作为实验材料，研究在单字法中情绪对定向遗忘的影响，结果表示中性材料的定向遗忘效应显著，而带有情绪性的材料出现的定向遗忘效应不明显，说明情绪破坏了定向遗忘的出现。 但是，Power和Dalgleish (2000)发现，当学习材料与被试无关时，无论被试处于那种情绪状态，或学习哪种情绪效价都会出现定向遗忘效应；而当学习材料和被试有关时，则出现了明显的定向遗忘，即被试会回忆起更多的积极的信息而忘记更多的消极情绪的信息。他们的研究和Payne的研究结果大相径庭，也就是说如果学习材料和被试无关，那么情绪状态和材料性质是不会影响定向遗忘的。 综上所述可见，不论是研究情绪状态对定向遗忘的影响，还是情绪材料对定向遗忘的影响，研究结论都不尽一致，需要考虑到多方面的因素诸如研究范式、实验材料和被试群体差异等来进行更全面更深入的研究。
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user: 2. 问题提出与研究假设 2.1. 问题提出 1) 在以往关于定向遗忘的研究中，有关情绪状态对定向遗忘的研究还比较少，Bauml & Kuhbandner (2009)研究被试在不同情绪状态下对中性材料的定向遗忘，发现积极的情绪状态出现了明显的定向遗忘效应，而消极和中性却没有影响。国内研究者杨文静等人(2012)研究发现负性情绪会干扰定向遗忘的出现，中性词比负性词更容易出现定向遗忘效应，即负性情绪的记忆更难忘记。 2) 研究情绪材料和定向遗忘的关系中，较多的研究采用的是中性的材料。在Wessel与Merckelbach (2006)的实验中发现被试对有情绪色彩材料的记忆效果，表现明显的定向遗忘效应，说明材料情绪性并没有对定向遗忘产生明显的影响。而Payne和Corrigan (2007)实验中则显示在字表法的范式下，正性和负性材料较中性材料而言回忆成绩并无差异，即定向遗忘被情绪性材料所影响，从而削弱了定向遗忘的产生。 3) 在众多情绪和记忆的研究中，关于情绪状态和情绪材料共同对定向遗忘的影响较少。根据心境一致性效应，个体对相同情绪性质的内容会产生加工偏好，在积极的情绪状态下，个体对积极效价的材料会学习更多，即在定向遗忘中，两种指示符下的回忆成绩都会很好，此时定向遗忘效应不明显，消极情绪装填同理。可以说是积极的情绪状态和积极情绪的材料性质的交互作用干扰了定向遗忘的出现，这也说明情绪状态和材料性质对定向遗忘的研究是很有价值的。 2.2. 研究内容与假设 1) 在不同情绪状态下，被试对材料在定向遗忘中的回忆成绩有差异，即情绪状态对定向遗忘有影响。 2) 被试对不同情绪效价的学习材料在定向遗忘中的回忆成绩有差异，即材料的情绪性对定向遗忘有影响。 3) 情绪状态和情绪材料对定向遗忘有交互作用。在积极情绪下，被试对积极情绪效价的材料再认成绩高于中性和消极的情绪效价的材料的再认成绩，且遗忘项的积极情绪材料和记忆项的积极情绪材料的再认正确率不存在差异，即定向遗忘没有出现。积极情绪和积极情绪材料的交互作用影响了定向遗忘的出现。消极情绪状态同理。 4) 不同的学习材料对定向遗忘有影响，即图片材料和文字材料对定向遗忘产生的影响是有差异的。
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user: 3. 预实验 3.1. 实验材料 1) 被试情绪自评材料 实验中首先需要对被试进行情绪启动，那么如何评定被试的情绪是否得到有效的启发，需要对被被试的情绪状态进行评价。本实验采用利克特式9点量表进行被试情绪自评，量表一共分为9个等级，1代表非常不愉快的状态，5代表中性的状态，9代表非常愉悦的状态。在观看启动视频之前需要被试选择一个最接近自己情绪状态的等级，观看视频后再次选择一个与其现状最接近的等级。 2) 情绪启动材料 在以往的情绪启动的研究中发现，视频较图片材料和音乐材料对被试有更好的情绪启动作用，并且在积极或者消极的情绪被启动后，这种情绪可以保持大约3~5分钟左右，因此本实验采用视频诱发情绪。 参照过去大量的文献发现，较多实验选择从国际情绪系统中选择经典电影片段作为测验材料。但在预实验中，由于被试的年龄差异和经典材料的年代差异以及南北方文化差异，发现过往的材料对此次被试并无明显的诱发作用。因此本实验选取最新的能被当代大学生所接受的材料《running man》的片段作为积极诱发材料；选取泰国现当代经典广告片段作为消极诱发材料。经10名被试的测验，这两个视频都具有明显的诱发情绪的效用。 3.2. 预实验实验流程 在预实验中邀请10名广州大学在校生完成筛选实验材料的三个任务。首先筛选合适的情绪启动材料：在《暖春》《泰国感人广告》《running man》《举起手来》中利用9点量表筛选有效的启动材料，结果发现《running man》可以启动大部分被试的积极情绪，自评分均大于7；而《泰国感人广告》能诱发大部分被试的消极情绪，自评分均在3以下。可见《running man》《泰国感人广告》可以启动相应的情绪，符合实验要求。 其次在《中国面孔情绪图库》中筛选的图片材料，此次利用问卷星编制9点量表进行自评，自评维度为“愉悦程度”，在96张预选图片中，选出了12张愉悦程度较高积极情绪面孔材料，12张愉悦程度较低的消极情绪面孔材料和20张愉悦程度适中的中性情绪面孔材料。 最后在《现代汉语频率词典》中，利用问卷星编制9点量表进行自评，自评维度为“愉悦程度”和“熟悉程度”，在96个预筛选过的词汇中，选出12个愉悦程度和熟悉度都较高的积极情绪词汇，12张愉悦程度较低但熟悉度较高的消极情绪词汇，20个愉悦程度适中但熟悉度较高的中性情绪词汇作为此次实验的词汇组材料。
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user: 5. 讨论 5.1. 情绪性实验材料和情绪诱发效果 情绪诱发是通过外部刺激作用于个体，从而引发被试情绪的变化，通常诱发方式有电影视频、情绪图片、音乐等。由以往研究结果得出视频的诱发效果相对较理想，因此本实验采用视频片段诱发被试情绪，通过自陈报告来衡量诱发效果，结果发现，积极和消极的诱发效果都非常有效。但由于积极视频材料只能唤醒个体3分钟的情绪，而消极情绪材料可以唤醒5分钟的情绪，因此在两个实验当中，学习材料的时间控制在5分钟以内，由于受到练习实验的时间影响，可能会对正式实验的学习有影响。 在前人的研究中不难发现，他们都采用了不同的情绪启动材料和学习材料。Bauml等人在使用情绪性图片诱发三种情绪后研究了被试对中性词的定向遗忘效果，发现积极的情绪状态削弱了定向遗忘的出现，而负性和中性的情绪状态对定向遗忘没有影响。而国外有人研究表明定向遗忘效应是不受任何情绪状态影响的。 总之，导致结果不一致的原因可能是情绪状态和情绪性材料的选择差异，而被试群体也存在差异，因此本研究采用视频启动被试情绪后，将具有情绪效价的图片和文字作为刺激材料，探究在不同情绪状态下情绪材料的主效应，同时探究二者是否有交互作用，即情绪状态和情绪材料是否会对定向遗忘产生影响。 5.2. 情绪状态和情绪性材料对定向遗忘的影响 有研究发现情绪状态会对定向遗忘有影响，但本实验研究结果发现情绪状态的主效应不显著，与遗忘研究结果不一致的原因可能有以下几点。首先，研究范式不同，Bauml等人运用字表法研究情绪状态对定向遗忘效应的影响，而本实验采用单字法研究，相对字表法更敏感，因此情绪状态对定向遗忘没有影响。其次，前人研究中多用回忆测量方法，而本实验采用再认测验，回忆和再认的测量方式的差异也有可能对定向遗忘产生不同的影响。 另外实验一中，本实验采用前任没有使用过的情绪面孔图片作为材料，相比《中国情绪图库》和《国际情绪图库》的材料来说难度更大。所有图片均在统一背景统一色调下拍摄，面孔间的差异不够明显，因此没有出现定向遗忘，但另一方面，说明图片的材料性质也影响了定向遗忘效应。从这个角度来讲面孔记忆是一个研究者研究较少的领域，本实验为定向遗忘的研究提供了更广泛的研究范围。 实验二中使用了词汇作为刺激材料，发现同以往的学者研究结果一致，在不同情绪状态下，学习材料的情绪性效价会影响定向遗忘效应，进一步检验，验证了本实验的假设。即情绪状态和情绪性效价的交互作用影响了定向遗忘效应。同时正性情绪下的正性刺激材料的记忆效果显著高于中性材料和负性材料。验证了心境一致性效应 从加工机制的角度来说，被试对具有相同性质的学习材料的加工编码效果比不同性质的学习材料的加工编码效果要好。也就是说可以用心境一致性效应来解释定向遗忘受到情绪状态和情绪材料交互作用影响的原因。
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user: 6. 结论 研究得出结论，总结如下： 1) 在实验一和实验二中情绪状态都不会影响定向遗忘效应的出现。 2) 实验二的情绪效价会影响定向遗忘的出现。 3) 情绪状态和情绪效价的交互作用会对定向遗忘产生影响，由此证明了心境一致性效应。 4) 实验一的面孔情绪材料没有出现定向遗忘效应，而实验二的文字组定向遗忘效应显著，说明不同材料对定向遗忘效应也是有差异的。
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user: 7. 不足和展望 1) 本实验在情绪启动任务中通过自陈量表筛选情绪性诱发材料，被试的群体不够多，视频诱发的普遍性欠缺。另外实验过程中，练习阶段的时间影响了被试的情绪持续时间，导致进行再认任务时诱发的情绪有可能已经不存在。因此今后可在实验中严格控制情绪状态，进行多次诱发也是有必要的。这个在以后的研究中还可以进一步探讨。 2) 从不同材料性质的角度来说，以往有研究学者表明图片的记忆效果会比文字的记忆效果好，但从本实验来看，这种不同材料之间的记忆效果的比较需要从以下几个方面着手。第一，图片材料和文字材料的内容需一致。由于图片和文字能够传递信息，而信息的一致性应该作为一个控制量。本实验的图片材料选用面孔材料，传达的信息是面孔的情绪，例如高兴，生气等；而文字组的材料选择人格特质词汇，例如勇敢，无耻等。因此，今后的研究可以考虑在图片文字的材料保持同质性的情况下，来研究定向遗忘效应，探讨材料对定向遗忘的影响。
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user: 摘 要 目的：探讨积极应对在积极情绪与新兵集训应激后成长(PTG)之间的中介作用。方法：选取某武警支队集训三个月后566名新兵为被试，进行新兵集训应激后成长问卷、积极情绪问卷以及积极应对问卷的测量。结果：新兵PTG各维度在文化程度方面的差异不显著(t = 0.32， t = 0.07， t = 0.24， t = 0.67， P均 > 0.05)；重复测量方差分析结果发现，PTG四个维度之间存在显著差异[F (3，1695) = 168.97， P < 0.001]，其中军人角色认同的改变分值最高；积极情绪不仅对PTG有直接的正向预测作用，而且还可以通过积极应对方式对PTG发挥间接的正向预测作用。结论：积极应对在积极情绪与PTG之间起部分中介作用。 关键词 :新兵，积极情绪，积极应对，应激后成长 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 个体在经历创伤或应激事件后能够体验到自我力量、人际关系、生活观念等心理方面的积极改变，称之为应激后成长、应激相关的成长或创伤后成长(posttraumatic growth， PTG) (Tedeschi & Calhoun， 1996a; Garnefski， Kraaij， Schroevers， et al.， 2008; Helgeson， Reynolds， & Tomich， 2006; Joseph & Linley， 2006)。集训是新兵军旅生活的开始。在集训中，新兵要进行高强度的军事训练、参加站岗执勤、履行公差勤务和接受政治学习，应付和适应紧张、严格的集体生活，处理全新的人际关系，与外界社会相对隔绝。集训是影响新兵的重大“应激源” (王伟，2007)。研究发现，新兵经历集训应激后也普遍存在心理的积极变化，即PTG (张月娟，胡琴，& 高飞，2017)。因此，探讨能够促进新兵心理成长的保护性因素成为我们关注的焦点。 随着研究深入，研究者们发现积极情绪、积极应对是PTG的重要影响因素(Sears， Stanton， & Danoff-Burg， 2003；莫阔，唐棠，陈珑，等，2013)。Fredrickson (1998， 2001)提出的积极情绪拓展建构理论认为，积极情绪可以拓展人们的思维和行动帮助个体建立持久性的生理、心理和社会资源，有助于个体实现成长。Lelorain等(2010)在对乳腺癌患者研究发现积极情绪可以正向预测创伤后成长。积极应对能促进个体认知加工，以更积极的眼光、更乐观的方式重新评价应激事件，最大限度消弱应激事件带来的负面影响，积极处理应激事件，促进PTG (Silva， Crespo， & Canavarro， 2012)，不过，目前尚缺乏综合积极情绪、积极应对、PTG三个变量一起去探讨它们之间的关系及影响路径的研究。 积极情绪“拓展–建构”理论认为，积极情绪能使个体以更积极的方式处理问题，获得更多的身体、智力和社会资源，从而增强对环境的适应能力(Isen， 1990)。已有实证研究发现积极情绪可使个体形成积极的应对策略(史振娟，白晶，段惠峰，等，2014)。本研究以新兵为对象，假设积极情绪不仅可以直接影响PTG，而且可以通过积极应对方式这一中介变量对PTG发挥作用，进一步探讨新兵集训应激后三个变量间的关系及其作用路径。
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user: 2. 对象和方法 2.1. 对象 采用整群抽样法，于2018年1月在新训满3个月时对577 名男性新兵进行心理测试，去除资料不完整的问卷11份，最终得到有效问卷566份(98.1%)。其中，大专及以上学历294名(51.9%)，高中学历259名(45.8%)，初中及以下学历13名(2.3%)。 2.2. 研究工具 2.2.1. 新兵集训应激后成长量表 本研究张月娟、高飞编制的新兵集训应激后成长量表(PTGI-RT) (高飞，2018)，包括个人力量增强、人际关系改善、军人角色认同和生活积极变化等4个维度，共22个条目。量表采用Likert-6级(0~5)评分制，分别是“没有变化(0分)”，“变化很小(1分)”，“变化较小(2分)”，“变化中等(3分)”，“变化较大(4分)”，“变化很大(5分)”，得分越高表明应激后成长水平高。量表内部一致性a系数为0.93，本研究中该量表内部一致性a系数为0.91。 2.2.2. 积极情绪量表 本研究使用邱林等修订的积极消极情感量表(PANAS) (邱林，郑雪，& 王雁飞，2008)中测量积极情感的分量表，共含9个项目，即“活跃的，充满激情的，快乐的，兴高采烈的，兴奋的，自豪的，欣喜的，精力充沛的，感激的”，量表采用Likert-5级(1~5)评分制，分别为“几乎没有(1分)”、“比较少(2分)”、“中等(3分)”、“比较多(4分)”、“非常多(5分)”。得分越高表明积极情绪水平越高。量表内部一致性a系数为0.85。在本研究中该量表的内部一致性a系数为0.87。 2.2.3. 积极应对方式量表 本研究使用姜乾金编制的特质应对量表(TCSQ) (姜乾金 & 祝一虹，1999)中测量积极应对方式的分量表，共10个条目。量表采用Likert-5级(1~5)评分制，分别为“肯定不是(1分)”、“大多时候不是(2分)”、“中等(3分)”、“大多时候是(4分)”、“肯定是(5分)”。得分越高表明积极应对水平越高。分量表内部一致性a系数为0.69。本研究中该量表的内部一致性a系数为0.70。 2.2.4. 研究程序和数据处理 以连为单位对新兵进行团体施测。主试为应用心理学专业在读研究生。在施测完毕后，主试现场回收问卷。所得数据采用SPSS22.0进行处理。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 新兵PTG的特点及变量间相关 新兵PTG总得分为75.74 ± 15.00，均分为3.44 ± 0.68。 对不同文化程度的新兵PTG进行描述统计。详见表1。 考察不同文化程度的新兵在PTG的各维度得分差异情况结果显示，文化程度在PTG的各维度得分差异不显著(t = 0.32， t = 0.07， t = 0.24， t = 0.67， P均 > 0.05)。通过重复测量方差分析发现，PTG四个维度之间存在显著差异[F (3，1695) = 168.97， P < 0.001]，军人角色认同维度的得分最高，其次是生活积极变化维度，再次是个人力量增强维度，最低的是人际关系改善维度。 Table 1 Mean and standard deviation of PTG dimensions for different educational levels of recruits (n = 566， M ± SD 军人角色认同 生活积极变化 个人力量增强 人际关系改善 大专及以上(n = 272) 3.67 ± 0.85 3.44 ± 0.79 3.40 ± 0.74 3.03 ± 0.88 高中及以下(n = 294) 3.70 ± 0.75 3.45 ± 0.80 3.42 ± 0.71 3.08 ± 0.81 总体(n = 566) 3.69 ± 0.80 3.45 ± 0.79 3.41 ± 0.73 3.05 ± 0.84 表1. 不同文化程度新兵的PTG维度分的平均数及标准差(n = 566， M ± SD) 对积极情绪、积极应对以及PTG的四个维度进行Pearson相关分析，结果表明，积极情绪与PTG的四个维度均正相关显著；积极应对与PTG各维度也呈显著正相关。从积极情绪与积极应对的相关分析可以看出，积极情绪与积极应对间呈显著正相关关系。详见表2。 Table 2 Correlation analysis of PTG and sub dimensions， positive emotions and positive coping variables of Recruits (n = 566， r PTG 军人角色认同 生活积极变化 个人力量增强 人际关系改善 积极情绪 军人角色认同 0.90 ** 生活积极变化 0.89 ** 0.74 ** 个人力量增强 0.82 ** 0.61 ** 0.71 ** 人际关系改善 0.79 ** 0.65 ** 0.59 ** 0.55 ** 积极情绪 0.62 ** 0.54 ** 0.58 ** 0.59 ** 0.43 ** 积极应对 0.40 ** 0.33 ** 0.36 ** 0.39 ** 0.28 ** 0.51 ** 表2. PTG及分维度与积极情绪、积极应对等变量的相关(n = 566， r) 注： ** p < 0.01。 3.2. 积极应对在积极情绪与PTG之间的中介效应检验 为了检验积极应对在积极情绪对PTG影响过程中的中介效应，我们根据温忠麟等(2014)提出的中介变量检验程序，作了三次回归分析。 回归分析1：应激后成长为校标变量，积极情绪为预测变量，得回归方程PTG = cPA + e1，回归方程显著，积极情绪可解释应激后成长的39%的变异量。 回归分析2：积极应对为效标变量，积极情绪为预测变量，得回归方程PC = aPA + e2，回归方程显著，积极情绪可解释积极应对26%的变异量。 回归分析3：应激后成长为效标变量，积极情绪、积极应对为预测变量，得回归方程PTG = c’PA + bPC + e3，回归方程显著，积极情绪和积极应对可解释应激后成长的变异量为40%。详见表3。 检验结果显示，回归方程1中积极情绪的β值为0.62，回归方程2中积极情绪的β值为0.51，回归方程3中积极情绪的β值为0.56，回归系数均为显著。加入中介变量积极应对后，积极情绪对应激后成长的预测作用由0.62降低到0.56。表明积极应对在积极情绪到应激后成长中发挥部分中介作用，中介作用为0.056 (0.51 × 0.11)，占总效应的9%。
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user: 4. 讨论 4.1. 新兵PTG的特点 本研究使用张月娟、高飞研制的新兵集训应激后成长量表(PTGI-RT)。与创伤后成长评定量表 Table 3 The mediating effect test of positive coping between positive emotion and PT 效标变量 预测变量 β t R 2 F 方程1 应激后成长 积极情绪 0.62 18.97 *** 0.39 359.72 *** 方程2 积极应对 积极情绪 0.51 13.97 *** 0.26 195.02 *** 方程3 应激后成长 积极情绪 0.56 14.99 *** 0.40 186.34 *** 积极应对 0.11 2.88 ** 表3. 积极应对在积极情绪与应激后成长关系间的中介效应检验分析 注： ** p < 0.01， *** p < 0.001。 (Posttraumatic Growth Inventory， PTGI) (Tedeschi & Calhoun， 1996b)不同，此量表有其独特的“军人角色认同”测量维度。在PTGI-RT的四个维度上，本研究中发现，新兵的军人角色认同分值最高，这与量表研制者的研究结果(高飞，2018)是一致的。这也进一步说明了PTGI-RT对经历集训应激的新兵心理成长状况的测量有更强针对性和适用性。 本研究发现，新兵在经历3个月入伍集训后PTG均分在中等(3分)和较大(4分)之间，说明新兵在入伍集训后体验到了中等以上程度的心理成长。这一发现，与张月娟、高飞以新兵为对象的研究(高飞，2018)以及于永菊、李敏、杨倩等以军医大学新生为对象的研究(于永菊，李敏，& 杨倩，2016)结果相似。这说明入伍集训应激确实与成长相伴。 本研究发现文化程度在新兵PTG的各个维度上均没有显著差异。这与以往的研究不同，谢钧润等研究者用PTGI为测量工具对新兵的研究发现，文化程度高的新兵在PTG得分相对较高(谢钧润，于永菊，& 彭李，2013)。这可能存在两个方面原因，第一，本研究使用的研究工具是专门针对新兵集训应激的成长量表(PTGI-RT)；第二，也可能在文化程度对PTG产生影响的过程中存在某种调节变量的作用，因而导致不同的结果。对于新兵入伍集训应激而言，文化程度究竟如何影响PTG是值得进一步探讨的问题。 4.2. 积极应对在积极情绪与PTG之间的中介作用 本研究通过中介效验检验可以看出，积极情绪可以通过积极应对PTG发挥作用。也就是说，高积极情绪水平的个体更倾向于使用积极的应对方式对待应激事件，从而对PTG的出现起到促进作用。 以往研究显示，积极情绪能够正向预测PTG (Norlander， Schedvin， & Archer， 2005；缪毅，彭李，& 李敏，2012)。即积极情绪水平越高，其PTG的水平也越高。Fredrickson的积极情绪“拓展-建构”理论认为，积极情绪可拓展个体的注意、认知和行动范围(Fredrickson， 2004)。因此，积极情绪，有助于个体注意的焦点转移出具体的应激事件局限(Fredrickson & Branigan， 2005)，从应激事件的影响中走出来；有助于个体形成积极的思维过程(主动反刍)，寻求更多的因应激事件而带来的积极影响(Martin & Clore， 2001)，为其PTG的产生提供可能；而且积极情绪可以通过中断压力与应激中的消极情绪体验，减少应激事件引起的消极情绪，增进与应激的抵抗，促使个体形成积极的应对策略，充分发挥主观能动性，有助于个体更多采取积极有效的应对策略(Frederickson， Cohn， Coffey， et al.， 2008)，而使用积极应对方式能促进个体认知加工、以更积极的角度，更乐观的方式重新评价应激事件，并积极处理创伤性事件及不良情绪，制定新的人生目标，促进PTG (Silva， Crespo， & Canavarro， 2012)。本研究亦验证了这一结论。即经历入伍集训应激，新兵的情绪体验越积极，越容易采用积极的应对方式去应付集训压力，进而促进心理积极的变化，出现更多的成长。这也就是“积极情绪–积极应对–应激后成长”的影响路径。 总之，本研究探究了积极情绪对PTG的影响，并考察了积极应对在其中的作用，结果验证了积极情绪可以直接对PTG发生正向影响，也发现了积极情绪可通过积极应对PTG产生正向的预测作用，对新兵入伍集训的心理服务工作具有一定启示。
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user: 5. 结论 1) 参加入伍集训的新兵PTG水平处于中等偏上水平，其中军人角色认同维度的改变水平最高。 2) 新兵积极情绪和积极应对都可显著地正向预测其PTG。 3) 新兵积极应对在积极情绪与PTG之间起着部分中介作用，积极情绪可以直接正向预测其PTG，也可通过其积极应对PTG产生积极影响。
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user: 摘 要 地层压力预测在石油勘探和开发中是一项非常重要的工作，关于地层压力预测理论和方法的应用存在一些疑问和误解。本文就Terzaghi (1923)和Biot和Williss (1957)提出的有效应力定理中各参数的物理含义和地质含义进行了全面的分析，并且指出了当前地层压力存在的问题和难点，总结了钻前压力预测和钻后压力预测的用途和意义，对进一步提高压力预测精度具有重要的参考价值。 关键词 :地层压力，石油勘探，有效应力定理 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 有效应力定理具有广泛的用途，普遍应用于矿山开发、隧道工程、堤坝建设和石油勘探开发中，是岩土力学中的一个非常重要的理论。尽管有效应力定理被人们普遍使用和接受，但是几十年来关于有效应力定理的质疑声一直不断，特别是在石油勘探开发中，关于有效应力定理的应用存在一些疑问和误解。 Terzaghi (1923)根据实验室测量(图1)，提出含水饱和土壤的有效应力定理，土壤在应力条件下的应变和破坏取决于压力差(有效应力) [ 1 ] P p = P c − P d (1) 式中：P c 是围压，P p 是孔隙流体压力，P d 是压力差(有效应力)。 图1. 三轴压缩测试装置(据Terzaghi， 1923) [ 1 ] 图1中展示了一个饱和黏土竖直圆柱样品，其顶部被金属圆盘覆盖，其底部被多孔岩石托着，避免样品与排水阀门V直接相连，防止黏土在施压状态下通过阀门漏出。 Biot (1941)建立了饱含水固结黏土的三维力学模型，模型中的参数比较抽象，不是很明确 [ 2 ] 。后来Biot和Willis (1957)基于低渗透性多孔介质(例如岩石)提出了修正后的有效应力定理，由此引入有效应力系数的定义 [ 3 ] ，即 n P p = P c − P e n = 1 − K d r y K m a } (2) 式中：P c 是围压，P p 是孔隙流体压力，P e 是有效应力。K dry 为多孔干燥岩石的体积模量(排水状态下的体积模量)，K ma 为岩石基质的体积模量，n是有效应力系数(也称为Boit或Biot-Willis系数，有的文献中用α表示有效应力系数)。Nur和Byerlee (1971) [ 4 ] 从理论和实验测试手段证实了Biot和Willis (1957) [ 3 ] 提出的有效应力定理的有效性，在这里需要强调的是，Biot和Willis (1957) [ 3 ] 的有效应力定理描述了饱和多孔岩石在孔隙压力保持不变的情况下岩石应变与应力的关系，不能解释饱和岩石孔隙压力随着围压增加而增加的力学机制。事实上，Biot和Willis (1957) [ 3 ] 提出的有效应力定理式(2)包含了Terzaghi (1923) [ 1 ] 提出的有效应力定理式(1)，地面疏松干燥的多孔土壤的体积模量K dry 往往远小于土壤颗粒的体积模量K ma 。Sarker和Batzle (2008)的研究也证实在较浅的地层中K dry ≪ K ma ，n ≈ 1；因此在较浅的地层中上述式(2)可简化为式(1) [ 5 ] 。 Zimmerman (1991)从二维力平衡的角度推导出岩石基质的平均应力(有效应力)表达式(图2) [ 6 ] P c = ( 1 − ϕ ) P ¯ + ϕ P p (3) 图2. 用于推导平均应力关系的力平衡原理(据Zimmerman， 1991) [ 6 ] 式(3)在实践应用中很少见，其主要原因是式(3)是一个二维力平衡理论模型，难以解释三维应力状态下岩石的力平衡状态。 在石油勘探开发实践中，最常用的是Terzaghi (1923)提出的有效应力定理，而Biot和Willis (1957)提出的有效应力定理大多情况下以理论的形式存在。在Terzaghi (1923)的有效应力定理中，孔隙流体压力P p 等于岩石所承受的围压P c 与岩石骨架(相当于排水状态下的岩石)所承受的有效应力P d 之差；Biot和Willis (1957)的有效应力定理引入了有效应力系数n的定义，其有效应力P e 与Terzaghi (1923)的有效应力定理中P d 有差别。根据前人的研究结果和长期地层压力预测研究工作，现对有效应力定理预测地层压力容易含糊的几个问题进行剖析。
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user: 2. 围压P c 目前在石油勘探开发中，人们对Terzaghi (1923) [ 1 ] 和Biot和Willis (1957) [ 3 ] 提出的有效应力定理作了大的简化。事实上，Terzaghi (1923) [ 1 ] 和Biot和 Willis (1957) [ 3 ] 提出的有效应力定理式(1)和式(2)中围压P c 是指三个主应力方向的平均应力，即P c = (σ 1 + σ 2 +σ 3 )/3，而不是上覆地层压力P ov ，一般规定σ 3 为上覆地层压力P ov ，σ 1 和σ 2 分别为两个水平主应力(有最大和最小水平主应力之分) (图3)，上覆地层压力P ov 只是三个主应力中的一个应力，有时P c 与P ov 的关系受区域构造运动的影响(图4)。 图3. 岩石三维受力示意图 图4. 根据主应力相对大小关系划分的三种类型的断层(Anderson， 1942) [ 7 ] 图4中S Hmax 是最大水平主应力；S hmin 是最小水平主应力；S v 是垂直应力，可认为是上覆地层压力P ov ，围压P c = (S v + S Hmax + S hmin )/3。例如在逆推覆构造区域S Hmax ≥ S hmin ≥ S v ，P c ≥ P ov ；在正断层构造区域S v ≥ S Hmax ≥ S hmin ，P c ≤ P ov ；在走滑构造区域S Hmax ≥ S v ≥ S hmin ，P c 与P ov 的关系不确定。Zoback (2010)指出，在存在较大挤压应力或者沉积和初始压实后孔隙压力增加较大的情况下，不能利用简单压实曲线对孔隙压力进行预测 [ 8 ] 。
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user: 3. 有效应力P e 有效应力概念来源于土力学的研究中，是指土壤在荷载作用下，通过粒间接触面传递的平均法向应力，是颗粒之间的接触应力，是一种虚拟的应力，在实践中无法进行测量 [ 1 ] 。由于组成多孔土壤或多孔岩石的颗粒排列、体积大小和几何形状是不规则的，各颗粒的有效应力一般都不相等，因此对于单位体积的土壤或者岩石而言，有效应力是指组成多孔土壤或多孔岩石颗粒的总体所承受的平均应力。Terzaghi (1923) [ 1 ] 和Biot和 Willis (1957) [ 3 ] 提出的有效应力定理式(1)中的P d 和式(2)中的P e 分别指土壤和岩石的平均有效应力，而不是垂直有效应力。事实上，对于Terzaghi (1923)的有效应力定理 [ 1 ] ，在三个主应力方向有 P e 1 = σ 1 − P p P e 2 = σ 2 − P p P e 3 = σ 3 − P p } (4) 对于Biot和 Willis (1957)的有效应力定理 [ 3 ] ，在三个主应力方向有 P e 1 = σ 1 − n P p P e 2 = σ 2 − n P p P e 3 = σ 3 − n P p } (5) 式(4)中P d = (P e 1 + P e 2 + P e 3 )/3，式(5)中P e = (P e 1 + P e 2 + P e 3 )/3。P e 1 、P e 2 和P e 3 分别为相对应的三个方向的有效应力，σ 1 、σ 2 、σ 3 和P e 1 、P e 2 、P e 3 的区别是，σ 1 、σ 2 、σ 3 分别是作用在岩石上三个主应力方向的力，而P e 1 、P e 2 、P e 3 是岩石骨架三个主应力方向所承受的力(有效应力)。式(5)中垂直应力方向σ 3 = P ov ，那么 P e 3 = P o v − n P p (6) 在实际应用中，人们常常简化有效应力系数n = 1，那么式(6)可简化为 P e 3 = P o v − P p (7) 式(7)就是目前人们常用的地层压力预测模型，用声波速度或者地震波速度描述垂直有效应力P e 3 (表1) P e 3 = f ( V ) (8) 用声波速度或者地震波速度描述垂直有效应力主要是针对页岩和泥岩而言的，一些不依赖于泥页岩欠压实理论的地层压力预测模型，声波速度或者地震波速度也仅仅只能描述单一岩性的垂直有效应力，在实际应用中这些方法预测地层压力的精度都会受到岩性的影响(见表1)。除此之外，Banik等(2013) [ 17 ] 和胡华锋等(2018) [ 18 ] 用波阻抗分别替代Bowers (1995)和Eaton (1972)模型中的纵波速度，提出了直接利用波阻抗预测地层压力的方法，其依据是密度和速度呈正相关关系，但是其本质与Bowers (1995)和Eaton (1972)模型一样，预测地层压力的精度仍然受到岩性的影响。利用有效应力定理预测地层压力，其难点和重点就是垂直有效应力的计算。就目前而言，钻前压力预测主要还是根据地震叠加速度计算层速度使用基于泥页岩欠压实理论Eaton法(Eaton， 1972) [ 10 ] 预测地层压力，主要是对地层中可能存在的异常高压进行预测，其预测结果作为石油钻井泥浆比重配备的参考依据。尽管其预测精度有限，但是地震叠加速度是目前作为钻前压力预测唯一容易得到的地层速度信息，是钻前压力预测最常用的速度资料。
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user: 4. 有效应力系数n 有效应力系数在地层压力预测中是一项非常关键的参数，有效应力系数的精确估算一直是一个难题，一直局限于实验室的测量，并没有得到广泛的应用，在地层压力估算中n经常被假设为1。Geertsma (1961) [ 19 ] 、Krief等人(1990) [ 20 ] 、Nur等人(1995) [ 21 ] 、Hilterman (2001) [ 22 ] 和马中高(2008) [ 23 ] 根据实验室测量方法，将有效应力系数n看成是孔隙度f的函数，提出了一些经验公式，但这些经验公式往往只适用于局部地区或者单一岩性，对于全区或者复杂岩性的应用，有时就受到了局限(Wang， et al. 2016) [ 24 ] 。 Table 1 Prediction method of pore pressure based on P-wave velocit 压力预测方法 表达式 参数简述 基于泥页岩欠 压实 理论 等效深度法 (Hottma和Jhnson， 1965) [ 9 ] P P A = S A + P P B − S B S A 、S B 分别为A点和B点的上覆地层压力，P PA 、P PB 分别为A点和B点的地层孔隙压力，A、B两点速度相等，有效应力相等。 Eaton (1972) [ 10 ] P p = P o v − ( P o v − P h ) ( V V n ) N V n 为正常压力下的速度，V为实测地层页岩或泥岩的速度，P p 为预测的孔隙压力，P ov 为上覆岩层压力，P h 为静水柱压力(正常压力)，N为经验系数，在墨西哥湾N值通常为3.0。 Traugott(1994) [ 11 ] P p = ( P o v − P h ) ( 1 − ϕ v 1 − ϕ n ) x x是经验系数，f v 是由页岩声波时差确定的孔隙度，f n 是由正常压实趋势确定的孔隙度，P h 为静水压力(正常压力)。 Flemings和Stum等(2002) [ 12 ] P p = P o v − [ 1 k ln ( ϕ 0 ϕ ) ] ϕ = 1 − ( Δ t m a Δ t ) 1 / f P p 为预测的地层孔隙压力，P ov 为上覆地层压力，f 0 是初始孔隙度(有效应力为零)，k是与地层压实有关的常数，f是声波地层因子，f是地层孔隙度， Δt ma 是岩石基质的声波时差。 不依赖于泥页岩欠 压实 理论 Eberhart-Phillips等(1989) [ 13 ] V = A + K P e − B e − D P e P p = P o v − P e V为岩石速度，P e 为有效应力，P ov 为上覆地层压力，P p 为地层孔隙压力，A、K、B、D为经验系数。 Phillppone (1979) [ 14 ] P p = V max − V int V max − V min P o v P p 为预测的地层孔隙压力，P ov 为上覆地层压力，V max 接近于岩石刚性基质的速度(岩石骨架速度)，V min 接近于岩石孔隙流体速度，V int 为地层层速度。c为与之对应层速度有关的系数 c = a e b V int ，a、b为常数。 Phillppone (1982)修正式 [ 15 ] P p = c ( V max − V int ) ( V max − V min ) P o v Bowers (1995) [ 16 ] 加载 V = V 0 + A σ B ， Math_35# V是岩石速度，V 0 为有效应力为零时的速度，σ为有效应力，P p 为预测的地层孔隙压力，P ov 为上覆地层压力，A和B为经验常数，不同的地区V 0 、A和B一般不一样。σ max 和V max 是卸载初始的有效应力和速度，U是反映沉积岩的弹性参数。 卸载 V = V 0 + A [ σ max ( σ σ max ) ( 1 / U ) ] B Math_37# 表1. 基于纵波速度的地层压力预测方法 Wang等人(2016) [ 24 ] 根据Pickett (1963)和他人的实验结果 [ 25 ] ，干燥岩石的泊松比常常近似地等于矿物的泊松比，或K dry /K ma = μ dry /μ ma (Mavko et al. 1998， p. 244) [ 26 ] 的关系联立Biot-Gassmann 原理(Gassmann， 1951 [ 27 ] ; Biot， 1956 [ 28 ] )推导出一种新的估算有效应力系数的方法。 a K m a 2 + b K m a + c = 0 a = ϕ K f ( K s a t + 4 3 μ s a t ) − 1 b = ρ m a V m a 2 ( 1 − ϕ K s a t K f ) + ( 1 − ϕ ) K s a t − 4 3 ( 1 + ϕ ) μ s a t c = K s a t ( 4 3 μ s a t − ρ m a V m a 2 + ϕ ρ m a V m a 2 ) K m a = − b + b 2 − 4 a c 2 a K d r y K m a = K s a t K m a [ 1 + ϕ ( K m a K f − 1 ) ] − 1 K s a t K m a + [ 1 + ϕ ( K m a K f − 1 ) ] − 2 } (9) 式中：a，b，c是方程的系数，ρ是饱和岩石的体积密度， ϕ 是岩石的孔隙度，K sat 是饱和岩石体积模量，μ sat 是饱和岩石的剪切模量，K f 是孔隙流体体积模量，V p 和V s 分别是岩石的纵波速度和横波速度，ρ ma 为岩石基质的体积密度，V ma 是岩石基质的纵波速度。在式(9)中通过估算岩石基质体积模量的新方法，由Gassmann方程 [ 27 ] 计算干燥岩石体积模量K dry 和岩石基质体积模量K ma 的比值来求取多岩性有效应力系数n。式(9)估算岩石的有效应力系数，不受区域限制，不受岩性影响，适用于多岩性的有效应力系数的估算。 Norris (1989)给出了有效应力系数的一般边界为 [ 29 ] 3 ϕ 2 + ϕ ≤ n ≤ 1 (10) 由于 3 ϕ / ( 2 + ϕ ) 总是超过孔隙度 ϕ 一个有限的量，当 ϕ 大于零时，n总是大于 ϕ 。Wang 等人 (2016) [ 24 ] 的计算结果也证实了Norris (1989)的结论是有效的 [ 29 ] 。在两种极端情况下：1) 当孔隙度 ϕ = 0 时，K dry = K ma ，n = 0为固结良好的沉积岩、致密的沉积岩。2) 当孔隙度φ ≥ φ crit (φ crit 为临界孔隙度)时，K dry = 0，n = 1为未固结的沉积物或流体，因此0 ≤ n ≤ 1 (Hilterman， 2001) [ 22 ] 。