DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 化学平衡是在本科化学教学中广泛涉及的概念。随着时代的发展，在实际研究中发现，面对复杂的化学平衡体系时我们需要更加先进的分析处理工具。在上世纪70年代，有关化学计量学的概念出现了，这是一门结合化学和统计学的新学科。通过结合统计学的分析计算方法，为化学体系的数据处理分析打造了强有力的工具。自上世纪90年代以来，随着计算机技术的高速发展，化学计量学在科学研究和工业设计中开始得到广泛应用，涉及到本领域相关研究的论文逐渐增多 [ 1 ] [ 2 ] 。起初化学计量学只是作为一种化学分析方法，为化学测量提供理论和方法，随着相关研究的推进，目前已经建立并发展出三大方向：实验方案的设计和优化，模式识别以及多元变量分析 [ 3 ] ，涵盖了化学测量的全过程，包括采样理论与方法，试验设计与过程优化控制，化学信号处理，分析信号的校正与分辨，化学模式识别，化学过程的计算机模拟，化学数据库等。实验方案的设计和优化是通过评估变量对分析响应的影响，确定变量的重要程度。有效的实验规划和优化，可以避免大量的重复实验和试剂的浪费 [ 4 ] 。模式识别技术，它旨在检测和分析一组样品的大量数据(称为“训练”或“学习”)，确定其趋势和规律，为以后相似性的样品分类和鉴定提供参考依据 [ 5 ] 。而多元变量分析技术，则以化学量测数据构造多元校正模型，能够同时综合处理分析样本的多个自变量以及相关的因变量，获取变量间的联系和数据结构等信息，是化学计量学的核心组成部分 [ 6 ] 。目前常用的多元变量分析方法主要有自适应卡尔曼滤波法(Kalman filtering， KF)，多元线性回归(multiple linear regression， MLR) [ 7 ] ，主成分分析(principal component analysis， PCA) [ 8 ] ，偏最小二乘法(partial least squares， PLS) [ 9 ] 等，其中主成分分析PCA是一种通过正交变换将一组可能存在相关性的变量转换为一组线性不相关的变量(称为主成分)来表示，使它们尽可能多地保留原变量的信息，以便找到原变量之间的关系的多元变量分析方法。 综上所述，化学计量学在本科化学教学和基础科研中具有重要的意义 [ 10 ] 。为了促进化学计量学的应用和推广，我们提出一种旨在将实验性课程纳入教学的设想，增强学生对化学计量学的理解，激发学生的学习兴趣 [ 11 ] 。同时也可在化学本科课程已经提供的实验学科中纳入涉及化学计量学的实践。此外，通过数据分析软件对化学体系的评估，给学生展示了一种先进的数据处理技术 [ 12 ] 。 基于此目的，我们选择使用化学计量学方法和经典分析化学方法分别对酸碱指示剂的电离平衡进行分析处理，并将结果进行比较。对于某一物质而言，去质子化是指该物质分子中脱去质子生成其共轭碱的过程，酸性越强的物质越容易去质子化，酸平衡常数K反映了该过程的趋势。用pKa (pKa = −logKa)来表示。我们通常使用电位测定法和UV-Vis分光光度法测定pKa。然而在酸碱指示剂复杂的电离水解平衡体系中，存在多种平衡并且具有彼此接近的pKa值，并且酸式体和碱式体吸收峰还表现出较大程度的重叠的现象。在测定这类复杂的体系的pKa时，经典分析化学方法往往仅通过测定最大吸收波长处的吸光度与对应pH值来计算pKa，这不能完全反映整个系统的真实情况。因此我们设计了一个使用化学计量学的多元变量分析方法来计算pKa的实验方案，并将化学计量学分析所得结果与经典分析化学方法和来自文献的数据进行比较以证明所提出的方法的可靠性。
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user: 2. 原理与方法 对于酸碱平衡体系，物质浓度与pH值的关系根据亨德森–哈塞尔巴尔赫方程(Henderson-Hasselbalch equation) (公式(1))计算。 pH = pKa + log ( [ A − ] / [ H A ] ) (1) 本实验中所用溶液均为稀溶液，可认为其活度等于浓度。由朗伯-比尔定律(Lambert-Beer law)可知浓度与吸光度成正比。通过在不同pH值的条件下测定已知样品的吸收光谱可计算得到其pKa。 2.1. 经典分析化学方法 指示剂的酸式体和碱式体在可见光区均有较强的吸收，随着pH的变化，[A − ]/[HA]也发生变化，溶液的吸光度也必然变化，故吸光度与[A − ]/[HA]有着线性关系，由公式(1)可知，当[A − ]/[HA] = 1时，pH = pKa。设在某一波长处，指示剂全以酸式体HA存在时吸光度为A a ，全以碱式体A - 存在时吸光度为A b ，以两者共存时吸光度为A，根据Lambert-Beer law可得log([A a − A]/[A − A b ]) = pH-pKa，以吸光度与对应pH值作图，其结果是具有S形曲线(“S”或“S”反转)的曲线，由以上公式可知发生凹面反转的S形曲线的中点即为pKa。 具体方法如下：取两份等量指示剂，加入缓冲溶液调节其pH值，使之分别处于其变色区间的上下限之外，测定其吸光度，以吸光度为纵坐标，波长为横坐标在同一张坐标图上作图，选取两者吸光度相差最大的波长定为测定波长，接下来在其变色区间内配制一系列不同pH值的溶液，加入NaCl溶液调节离子强度使之相同，测量的吸光度与对应的pH值，作图得到pKa。 2.2. 化学计量学方法 经典分析化学方法和化学计量学方法的主要区别在于前者以单一波长的单变量为研究对象而后者同时分析不同波长下吸光度与pH的关系，即通过PCA法进行每个溶液样本中吸光度(光谱)组和其各自的pH值的多变量分析。主成分分析PCA是用于数据处理的最常见的多元校正方法，在减少需要分析的数据量同时，尽量减少原数据包含信息的损失，以达到对所收集数据进行全面分析的目的。由于各变量间存在一定的相关关系，因此有可能用较少的综合指标分别综合存在于各变量中的各类信息。以三变量之间的相互关系为例，若用自然坐标系(x， y， z)这三个轴来表示这组数据的话，需要使用三个维度，通过把x，y，z坐标系旋转使数据所在平面与(x， y)平面重合，则这组数据可转换为用x'和y'两个维度表示，这两个轴的信息即为数据的主成分。若这组数据在z'轴有一个很小的抖动则会导致数据在z'轴不完全相关，然而z'轴上的分布与原点构成的夹角非常小，即在z'轴上仍有很大的相关性，综上可以认为数据在(x'， y')轴上的投影构成了数据的主成分，可用上述的二维坐标表示这些数据。 在本实验中，我们采集一系列不同pH值溶液的吸光度数据，构建了一个20 × 301的数据矩阵，其中前者为采集的pH值的数目，后者为谱图的波长数目(350~650 nm)。 应用PCA方法分析所得数据，得到每种物质不同酸式体，碱式体对应的归一化浓度(相对浓度)与pH值的曲线，其交叉点对应pH值即为pKa。同时可以得到某一特定pH值条件下，体系中每种物质的真实分数。
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user: 3. 实验部分 3.1. 主要仪器与试剂 仪器： PerkinElmer Lambda35型UV/VIS分光光度计(美国珀金埃尔默仪器有限公司)；Sartorius PB10型数字式pH计(德国赛多利斯公司)；DC-1015恒温水浴槽(宁波海曙赛福实验仪器公司)。 试剂： 甲基红(Methyl red：4-二甲氨基偶氮苯-2'-羧酸(CH 3 ) 2 NC 6 H 4 N = NC 6 H 4 CO 2 H)，乙基曙红(Ethyl eosin：2'，4'，5'，7'-四溴荧光素乙酯钾盐C 22 H 11 Br 4 KO 5 )，曙红(Eosin：2'，4'，5'，7'-四溴荧光素C 20 H 8 Br 4 O 5 )，氯化钠，氢氧化钠，盐酸，磷酸钠，柠檬酸，乙醇，去离子水。所有实验试剂均为分析纯，购自Sigma-Aldrich公司。 3.2. 实验方法 3.2.1. 溶液配制 参照文献分别配制一系列不同pH值下的酸碱指示剂溶液 [ 13 ] [ 14 ] ，每种指示剂其总浓度保持一致，吸光度范围均符合朗伯–比尔定律，其中用于测定吸光度的甲基红溶液浓度为2.0 × 10 −5 mol∙L −1 ，乙基曙红，曙红的浓度为8.5 × 10 −6 mol∙L −1 ；各种缓冲溶液均按分析化学标准配制。 3.2.2. pH和离子强度 pH小于2.0的溶液通过加入微量的盐酸溶液进行调节；pH在2.0~8.0的范围内的溶液使用Mcllvaine缓冲液来调节；使用0.05 mol∙L −1 的氯化钠溶液来调节离子强度。 3.2.3. 吸收光谱和pH值得测量 通过恒温槽循环水泵，调控至实验温度并恒温15 min。分光光度计扫描范围350~650 nm，采样间隔为1 nm，分别测量上述系列样品溶液的吸收光谱。 用标准溶液标定并校正数字式pH计；pH计的标定和待测液pH的测量均在恒温条件下进行，取3次测量平均值。 3.3. 数据处理 实验数据使用Origin，SPSS，ChemPattern等软件进行分析处理。
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user: 4. 结果与讨论 本实验研究对象均为实验教学常规使用的指示剂，通过使用化学计量学方法来分析和计算所测相关数据，并与经典分析化学方法所得数据以及文献报道的数据进行比较来验证化学计量学方法的置信度。 4.1. 指示剂的结构特征 甲基红(图1(I)：甲基红)在酸性条件(pH值低于4.4)下呈红色，中性和碱性条件下(pH值高于6.2)呈黄色。曙红和乙基曙红属于氧杂蒽类且呈现出复杂的酸碱平衡体系(图1(II)：乙基曙红，图1(III)：曙红)。对曙红和乙基曙红而言，除乙基曙红由于酯键的存在而不存在pKa -COOH 以外，氧杂蒽类指示剂在其结构中除了羧基之外还具有两个酚基，如图1所示，其分子结构中的溴取代基可增加其酸度。对于甲基红和乙基曙红来说，存在一个pKa。而曙红存在两步电离，因此具有两个pKa。 图1. 指示剂分子结构 4.2. 数据分析 4.2.1 . 经典分析化学方法 我们分别将甲基红，乙基曙红和曙红配制成一系列不同pH值的溶液，测定其吸收光谱。如图2中所示。甲基红(图2(I))在酸性条件下其溶液呈红色(λmax = 530 nm)，并且随着pH增加，溶液变成黄色(λmax = 427nm)。乙基曙红在低pH值的条件下溶液几乎是无色的。随着pH值的增加，溶液变为粉红色，在520 nm处出现最大吸收。它的结构比甲基红复杂，可观察到质子化和去质子化的谱带叠加。 图2. 不同pH条件下指示剂的吸收光谱。其中(I) 甲基红，(II) 乙基曙红，(III) 曙红。图中A~H分别表示待测液的pH值 对于曙红，可以观察到两个波段(图2(III))，在碱性条件下(溶液显粉红色)在517 nm处有最大吸收，而实际上在酸性条件下，在480 nm区域也有一相对不明显的最大吸收，溶液几乎没有无色。尽管它的质子化形式更多(图1(III)中的结构)，由曙红(图2(III))呈现的光谱轮廓与乙基曙红(图2(II))获得的光谱轮廓几乎相同，因为两者结构类似，生色团是相同的。 根据甲基红的分光光度数据，在530 nm处构建吸光度与pH值的函数(图3(I))。得到具有S形特征的曲线，其拐点值即为甲基红的pKa。以520 nm处吸光度与pH的函数曲线，拐点即为乙基曙红的pKa值(图3(II))。同样通过经典分析化学方法所得中曙红(图3(III))的pH-吸光度曲线却错误地表明仅存在一个质子化结构，导致仅得到单一pKa。 图3. 不同指示剂的在最大吸收波长下pH值与吸光度的曲线。其中(I) 甲基红，(II) 乙基曙红，(III) 曙红 因此将经典分析化学中固定最大吸收波长的单变量分析法应用于存在两个或多个pKa的指示剂体系，加之其强烈的光谱重叠，会导致错误的计算结果。 4.2.2 . 用于测定pH值的化学计量方法 对于甲基红，在测定的pH范围内，溶液中有酸式体和碱式体两种存在形式，如前所述(图2(I))。主成分分析的结果表明，两个变量(对应于酸式体和碱式体的参与)解释的方差分别为81.62%和18.19%，即主成分累计贡献率为99.81%，第三个变量描述的信息量只有0.13%的贡献率。如表1中所列。根据甲基红的化学结构特征和第三个非常小的变量的贡献率，我们可忽略了第三个变量，以两变量体系来收集和处理数据。 Table 1 Variance and cumulative contribution of Methyl re 成分 方差贡献率 累计贡献率 1 81.62% 81.62% 2 18.19% 99.81% 3 0.13% 99.94% 表1. 甲基红主成分分析方差贡献率及累计贡献率 使用同样方法对曙红和乙基曙红进行分析，计算得到pKa值。图4中显示了各指示剂的不同质子化形式在额定pH范围内的组成分数变化。 图4. 指示剂组分含量。其中(I) 甲基红，(II) 乙基曙红，(III) 曙红 在表2中我们分别列出了通过化学计量学和经典分析化学方法计算所得指示剂的pKa以及文献报道数据 [ 15 ] [ 16 ] 。对于甲基红而言，其电离平衡相对简单，通过经典分析化学和化学计量学方法所得pKa值之间没有显著差异，同时与文献报道数据也非常接近。从其分子结构可知，由于甲基红只有两种质子化形式，上述方法均可得到可靠的结果。 Table 2 pKa obtained experimentally and comparison with the literatur 成分 文献报道 经典分析方法 化学计量学方法 甲基红 5.02 4.85 4.95 乙基曙红 1.9 2.75 2.17 曙红 2.02 3.09 2.06/3.72 表2. 文献报道与实验所得pKa的比较 对于乙基曙红而言，化学计量学所得结果与经典分析化学方法有显著区别，化学计量学结果与文献报道更为接近。尽管它仅存在一个质子平衡，但乙基曙红在其质子形式(图3(III))之间展现出比甲基红(图3(I))更强烈的光谱重叠。因此化学计量学方法更加可靠，该方法综合考虑了各种波长下的溶液各组分的贡献。 对于曙红体系而言，经典分析化学法仅得到一个pKa值，而化学计量学可得两个值。由于曙红体系除了具有多个质子化平衡之外，指示剂本身呈现出强烈的光谱重叠。化学计量学方法在面对此类复杂的体系进行pKa测定时明显优于经典分析方法，利用化学计量学方法，可以解决经典分析方法中存在的可质子化基团数目与pKa值不一致问题。此外，在表2中通过与乙基曙红(pKa -OH = 2.17)的比较可以发现，曙红酚基的与之类似(pKa -OH = 2.06)，而它结构中羧基酸性较弱(pKa -COOH = 3.72)。这是由于氧杂蒽环上溴离子的强吸电子效应导致了酚基更强的酸度。曙红的高光谱重叠使经典分析化学中单变量法对曙红的pKa测定无能为力。多变量分析的重要性更为明显，化学计量学方法更能体现不同pH条件下所有波长的原始吸收光谱的数据信息。
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user: 5. 结论 虽然化学计量学已成为工业和研究领域大量使用的重要分析工具，但在本科阶段的理论和实验教学中还没有得到广泛应用，这是由于相对于经典分析化学方法，化学计量学方法在数据处理环节相对复杂，需要学生具备相关的数学分析，计算机处理等理论知识，这也限制了其应用的开展。然而通过测定酸碱指示剂pKa的实验表明类似体系适合使用化学计量学方法，特别是在具备以下特点的体系中：1) 谱图中谱带间重叠度高；2) 分析信号质量低(信噪比小于1，或基线对光谱的影响)；3) 化学平衡之间的干扰(例如，接近pH值存在各种平衡)。我们发现在此类复杂体系中，化学计量学方法比经典分析化学测定方法效率更高。
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user: 摘 要 文章对中国古代气象预测起源、古代气象预测理论、古代气象预测方法与古代气象知识应用等方面进行了研究，总结出古代气象预测主要通过星相、物候、节气、观测天气现象等方法，分析了古代气象知识在农业、建筑、军事、医疗等方面的应用情况，得出了中国古代基于易经的气象预测和气象知识应用具有一定的科学性的结论，对指导当今气象工作具有一定的科技与文化价值。 关键词 :易经，气象，预测，中国古代 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 由于气象与人们的生产、生活紧密相关，因此我国古代的先民们很早就开始注意天气现象的观测和总结。在殷墟中出土的甲骨文中就有雨、云、风、雷、雪等天气现象的记载，还有大量气象预测的记载。《易经·说卦传》 [ 1 ] 中的“雷以动之，风以散之，雨以润之，日以烜之，艮以止之，兑以说之，乾以君之，坤以藏之”阐明了易经八卦与气象的关系。 姜海如 [ 2 ] 等对中国古代气象观测、气象预测、气象科学、气象知识应用、气象文化、气象代表人物等进行了专门论著，廖靖萱 [ 3 ] 等研究了古代浙江人对气象的认识和贡献，张改珍 [ 4 ] 等对中西古代气象科技发展做了比较。但是对于易经与中国古代气象预测关系的研究并不多见。 中华文化源远流长、博大精深，在气象科技高度发达的今天，温故而知新，开展中国古代气象研究，可知史以明鉴查古以至今，对于科学总结历史经验，汲取中华传统文化精华以及指导当今气象工作具有一定的科技与文化价值 [ 2 ] 。本文介绍了古代气象预测的起源、古代气象预测的理论、古代气象预测的方法与古代气象知识的应用等，以期证明基于易经的气象预测和气象知识应用的科学性、为当今气象工作提供科技与文化参考。
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user: 2. 中国古代气象预测起源 中国古代的气象预测，是从占卜和观星开始萌芽的。传说伏羲氏就是从仰观天象开始的，天象是天文和气象的总称，在中国古代这两个学科是密不可分的。伏羲氏创立了八卦：乾(天)、兑(泽)、离(火)、震(雷)、巽(风)、坎(水)、艮(山)、坤(地)，卦象都与天文气象有关，并且《易经·说卦传》 [ 1 ] 中明确提出了：“天地定位，山泽通气，雷风相薄，水火不相射，八卦相错”等关于气象的科学思考。随着社会的发展，古代先民对气象预测经验进一步总结，形成了诸如《周易》中的十二辟卦(也叫十二消息卦)等一些气候学理论 [ 5 ] 。此十二个卦分别对应一年的十二个月，每个消息卦又包含两个节气，因此全年共有二十四个节气，这是古人通过观察星相、太阳周年运动、推演地球公转周期得出的气候预测方法，二十四节气成为了中国古人日常生活中预知冷暖雪雨的指南针，并长期用于指导农事生产，时至科技高度发达的今日，仍然不失其指导意义。
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user: 3. 中国古代气象预测理论 古人对气象的认识经历了从迷信到科学的过程。原始人认为风、雷、雨等都是有奇特能力的超自然的“神”，因此这些天气现象就被赋予了神性，例如风神、雷公、雨师等。 到了华夏远古时期，伏羲氏通过仰观天文、俯察地理总结出了一套基于星相、物候观测的天气预报理论，由于当时没有文字，伏羲就用图案(卦象)表示天气预报结果 [ 6 ] ，用于指导农事生产，由此便形成了古代气象预测的理论雏形。 进入西周以后，古人对气象的认识已积累了较多经验，周文王和周公父子将伏羲氏的八卦两两相重，形成了六十四卦的周易，构建了原始的预测万事万物的“大统一理论”模型，用于包括气象预测在内的各种事件的预测与决策分析。 秦汉时期古人对气象的科学认识上了一个新的台阶。国家专门设立了太史令等气象机构，气象观测技术也得到长足发展，张衡在担任太史令时，发明了世界上第一台观测风向的名为“相风铜乌”的仪器，国家还制定了观测天气和上报雨情的制度，使得气象预测具有观测数据支撑。同时，汉朝时期的气象学者基于易经的气象学理论也得到充分发展，如扬雄在易经阴阳“二进制”理论的基础上，演绎出天地人“三进制”互动理念，著作了《太玄经》，对“寒、暑”等对立统一关系及其相互转化情况做了阐述。东汉以侍中杨厚为代表的谶纬学则在易经的基础上建立了一套通过观测天文现象来预测天气现象的理论。张衡通过发挥易经中的义理与象数理论，著作了《灵宪》，将中国古代的天文、气象学水平提升到了一个前所未有的新阶段，使中国当时的天文气象学研究居世界领先水平，并对后世产生了深远的影响。 隋唐时期，易学的集大成者李淳风是世界上第一个给风力定级的人，并进一步把风向明确定为24个。李淳风著作的《乙巳占》是世界气象史上最早的专著，其全面总结了唐贞观以前各派星占学说，建立了一个非常系统的基于易经的星占体系，对唐代及以后的星占学产生了较大的影响。 宋元明清时期气象学理论继续发展，北宋沈括所著《梦溪笔谈》中有大量关于气象学的理论。明朝以刘伯温为代表的学者融周易、天文、气象、律例、阴阳五行为一体，进一步发展了奇门遁甲理论学说，为人们提供了一个模拟宇宙统一信息场的立体动态象数理模型 [ 7 ] ，形成了以时空统一论、宇宙全息论为依据的预测理论。清朝由于西方传教士进入中国，清政府任用汤若望、南怀仁等外国人主政气象机构，基于易经的气象预测理论逐渐停滞发展。
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user: 4. 中国古代气象预测方法 4.1. 通过星相预测 易经素有“天人合一”的思想，古人认为宇宙是一个整体，万事万物都应当遵循某种相同的规律。古人通过夜观星相发现随着太阳、地球、月球、星辰相对位置的周期性变化，会引发海水潮汐的周期变化，进而推断出大气运动同样也会如海水运动般由于日月星辰的位置变化而受到影响。如古人在奇门遁甲 [ 5 ] 中把常见行星中具有代表性的九颗分别与地上的九宫八卦对应来预测天气，以天英星主晴、天辅星主风、天柱星和天蓬星主雨(雪)、天冲星主雷；《孙子兵法》 [ 8 ] 通过观测月亮与星辰的相对位置来预测大风天气(月在箕、壁、翼、轸也，凡此四宿者，风起之日也)；又或者以“观星望气”的方式观察阳光、月光和星光在不同天气情况下的变化规律来预测天气。 4.2. 通过物候预测 作为群经之首的易经通过各派学者不断地继承和发展，在春秋时期形成了以老子 [ 9 ] 为代表的“人法地、地法天、天法道、道法自然”的道家思想。因此，中国古人非常重视对自然的观察和总结，《左传》中就有逢二至、二分日必须记下云物的记载，古人从观察记录的动物始见始鸣及终见终鸣的时间、霜雪雷鸣结冰等天气现象的初终日期、树木开花落叶结果的日期等自然物候现象中摸索规律，建立起与天气气候的相关性，进而预报预测天气气候。 4.3. 通过节气预测 汉代以卦气解易来说明寒暑节气，李淳风的《乙巳占》中记载：“故圣人作历，以推步焉，序之以四时，分之以八卦，正之以中气，变之以节候，为二十四气焉”。公元前104年，由邓平等制定的《太初历》，正式把二十四节气订于历法，明确了二十四节气的天文位置。二十四节气是根据地球在黄道上的位置变化而制定的，每一个分别相应于地球在黄道上每运动15°所到达的一定位置，因此24节气具有较高的科学性，对天气气候的预测预报具有较强的指导意义，对农事生产也具有较高的参考价值。 4.4. 通过观测天气现象预测 古人通过观测天气现象来预测天气的方法比较常见。如西汉开创京氏易学的京房在《易飞侯》中阐述：“凡候雨，有黑云如群羊，奔如飞鸟，五日必雨”。李淳风的《乙巳占》中有：“风雨气见于日月之旁，三日内有大风”的说法。这种通过观测天气现象，积累数据，总结经验，进而预测天气的方法与现代气象学预测方法是一致的。
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user: 5. 中国古代气象知识应用 5.1. 农业气象知识应用 中国古代素来重视农业生产，而日照、温度、降水等气象要素与农业生产息息相关。周易将与农业气象密切相关的复、临、泰、大壮、夬、乾、姤、遁、否、观、剥、坤这十二个卦作为消息卦，用来喻示一年十二个月气候中阴阳消长的变化规律从而指导农事生产。此外，《月令》、《逸周书》、《黄帝内经》、《吕氏春秋》、《淮南子》、《齐民要素》、《田家五行》等典籍中也记载了丰富的农业气象经验，为中国古人尊重自然、顺应自然、合理利用天时从事农业生产提供了丰富的理论依据。 5.2. 建筑气象知识应用 从易经发展而来的古代建筑风水学，是中国传统宇宙观、自然观、审美观的一种反映，也可以说是中国古代的环境设计理论和环境气象科学。建筑风水主要是为了满足人类舒适度、安全、审美、景观和心理的需要。从《易经·系辞》 [ 10 ] 中的：“上古穴居而野处，后世圣人易之以宫室，上栋下宇，以待风雨”可知，建筑的起源就是为了挡风避雨。为满足人体舒适度的需要，对于家宅来说，一般要求气温适宜、日照充足(朝向好、容积率低)、空气流通(风速适宜)、地气(土壤湿度)干燥等，因此，古人家宅一般选择藏风聚气、负阴抱阳、避路煞，这样的建筑日照充足、气温暖和、风速平缓、避免冷风直贯，人体舒适度较高。 5.3. 军事气象知识应用 古代军事活动特别注重天气形势。《孙子兵法》阐述的作战需要分析的五个条件中，就把气象列为第二个方面需要分析的条件(一曰道、二曰天)。隋唐名将李靖精通易经，他在诸葛亮八阵图的基础上推衍发明了六花阵法，汪宗沂撰写的《云气占候篇》序言：“世传唐卫国景武公李靖精风角云祲之术”，该书内容记载了李靖云气、望气而预测胜负的内容。唐人李筌所著之《神机制敌太白阴经》作为一本影响巨大的兵法著作，其中有专门论述“占侯、遁甲”等内容。范泰恒撰写的《岳威信公钟琪家传》中记载“大清第一武臣”岳钟琪“雅精风角占验”，所谓“风角占验”就是基于易经的根据地理气候现象来推演预测未来某事的一整套理论与方法。诸葛亮在《将苑》里论述了为将者，必须通晓天文、气象、地理。风角占验是中国古代天人合一思想在军事领域的体现，是源于实践的地理、气候等对军事行动的影响，有一定的科学道理，在中国古代，有着巨大的影响力，“上知天文、下知地理”是古代成为一个军事家必备的素质。 5.4. 医疗气象知识应用 《黄帝内经》中一句话道出了中医治病的最高原则：“阴阳者，天地之道也，万物之纲纪，生杀之本始，神明之府也，治病必求于本。”从这里我们可以看出，《周易》从根本决定了《黄帝内经》的“身体观”和“疾病观”，也决定了中医在几千年的历史长河中的走向。唐朝的孙思邈说：“不知易者不知医”。古代的中医药家都很重视对《周易》的学习和研究，很多有名的医家无一不对周易有深刻的认识。所以中医学史上有一句名言，叫做“医易同源”。中医传承了易经的“天人合一”、“道法自然”等思想，因此中医认为气象与身体健康有着密切的关系，不同季节、不同气象条件下，会引发不同的疾病，《黄帝内经》中有大量的篇幅阐述气象与疾病的关系，并且提出了治疗疾病时应当顺应气象条件用药治疗，人们日常生活应当顺应自然规律以减少疾病等治病和养生观点。
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user: 6. 结论 《易经》是中华传统文化和中国古圣先贤智慧的结晶，易经长期以来被误解为卜卦算命的虚妄之书，其中的气象预测方法和气象知识的应用也被认为是封建迷信。地球上天气气候的变化其表象是大气运动，造成大气运动的原因不外乎热力学因素和动力学因素，而归根结底是由于日月星辰与地球之间相对位置的变化引起的，因此古人通过星相预测天气的观点与尝试是正确的。物候与气候是有密切相关性的，通过物候来预测气候是具有科学意义的，其目的是认识自然季节现象变化的规律，以服务于农业生产和科学研究，目前许多国家都在从事物候学方面的研究。二十四节气2016年被正式列入联合国教科文组织人类非物质文化遗产代表作名录，在国际气象界，二十四节气被誉为“中国的第五大发明”。现代气象研究表明，一种天气现象与另一种天气现象之间存在必然关系，通过观测天气现象来预测天气的方法与现代气象学预测方法是一致的。基于易经的农业气象、建筑气象、军事气象、医疗气象知识的应用具有一定的科学价值，在中国古代经济和社会发展中发挥了重要作用。
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user: 摘 要 本文主要目的是构造BCCB复哈达码矩阵。首先，我们给出了n 2 阶BCCB复矩阵是哈达码矩阵的一个充要条件，然后利用这个条件构造了几类BCCB复哈达码矩阵。最后，作为例子给出了三类16阶BCCB复哈达码矩阵。 关键词 :循环矩阵，循环块构成的循环矩阵，哈达码矩阵 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 复哈达码矩阵在量子信息理论中有着重要作用。例如，它被用来解决最小路径覆盖问题 [ 1 ] [ 2 ] ，构造相互无偏基 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] ，最大纠缠无偏基 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 等等；另一方面，复哈达码矩阵在理论物理的若干问题上有着大量应用 [ 9 ] 。然而，随着矩阵阶数的增加，复哈达码矩阵的结构变得越来越复杂，有关这方面工作的详细介绍读者可参考文 [ 9 ] 。 循环块组成的循环矩阵(BCCB矩阵)作为循环矩阵的推广引起了人们的广泛关注。例如，文 [ 10 ] 作者利用BCCB复哈达码矩阵构造无偏基。文 [ 11 ] 作者研究9阶BCCC复哈达码矩阵，并利用这些矩阵构造了一个新的9维两体量子系统中的无偏基集。 到目前为止，对BCCB复哈达码矩阵分类的相关研究并不多，即使是9阶复哈达码矩阵的分类也没得以完全解决。本文目的是构造BCCB复哈达码矩阵。我们给出了n 2 阶BCCB复矩阵是哈达码矩阵的一个充要条件，并利用这个条件构造了几类BCCB复哈达码矩阵。
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user: 2. 预备知识 设 n ≥ 2 是自然数。 定义2.1 [ 12 ] ：设 ( a 0 ， a 1 ， ⋯ ， a n − 1 ) 是环R中的一个序列。 1) 对角阵 D = d i a g ( a 0 ， a 1 ， ⋯ ， a n − 1 ) 定义如下： ∀ 1 ≤ i ， j ≤ n ，     D j k = δ j k a k − 1 . 2) 循环阵 C = C i r c ( a 0 ， a 1 ， ⋯ ， a n − 1 ) 定义如下： ∀ 1 ≤ j ， k ≤ n ，     C j ， k = a ( n − 1 ) j ⊕ k 其中， ( n − 1 ) j ⊕ k 是 ℤ n 中的加法运算。因此C可写成： C = ( a 0 a 1 a 2 ⋯ a n − 1 a n − 1 a 0 a 1 ⋯ a n − 2 a n − 2 a n − 1 a 0 ⋯ a n − 3 ⋯ ⋯ ⋯ ⋱ ⋯ a 1 a 2 a 3 ⋯ a 0 ) 3) n 2 阶方阵C被称为由循环块组成的循环矩阵(BCCB矩阵)是指它具有下面形式： C = C i r c ( C 0 ， C 1 ， ⋯ ， C n − 1 ) 其中 C 0 ， C 1 ， ⋯ ， C n − 1 都是n阶循环阵。 4) 一个n阶方阵H被称为复哈达码矩阵是指：方阵中每个元素的模都是1，并且 H * H = I n ，其中， I n 是n阶单位阵，*是厄米特转置。 设 ω n = e 2 π i n ，傅立叶矩阵 F n 定义如下： ∀ 1 ≤ i ， j ≤ n ，     ( F n ) j k = ω ( j − 1 ) ( i − 1 ) 众所周知， U n = 1 n F n 是一个酉矩阵。记 D n = d i a g ( 1 ， ω n ， ω n 2 ， ⋯ ， ω n n − 1 ) ，     J n = C i r c ( 0 ， 1 ， 0 ， ⋯ ， 0 ) 由线性代数的基本知识，我们有 命题2.2：保持上述记号不变，下列结论成立。 1) U n − 1 J n U n = D n 。 2) 若 C = C i r c ( a 0 ， a 1 ， ⋯ ， a n − 1 ) ， P v = a 0 + a 1 X + ⋯ + a n − 1 X n − 1 ，则 U n − 1 C U n = d i a g ( P v ( 1 ) ， P v ( ω n ) ， ⋯ ， P v ( ω n n − 1 ) ) 。
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user: 摘 要 在博弈决策中，个体倾向于以拒绝不公平提议的方式惩罚决策提议者。根据双系统理论，研究者提出了社会启发假说，该假说认为个体拒绝不公平提议是受公平偏好影响的社会人行为，本文从研究范式和控制个体加工方式两方面进行了总结，实验范式的差异和控制方法的不同导致结果存在着不同，在未来的研究中需要完善实验方法，对加工方式的差异性进行系统的解释。 关键词 :公平偏好，最后通牒博弈，双系统理论，社会启发假说 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 从古至今，公平都是人类在社会活动中重要的准则。如儒家经典《论语》中提到“不患贫而患不均”，意思是统治者需要担心的不是物质匮乏，而是分配不均(吴燕 & 周晓林，2012；罗艺，等，2013)。从经济学到心理学的研究都表明，公平是人类社会活动中一种普遍认可的社会规范，其本身就具有奖励性(Tabibnia et al.， 2008; 张振，2013)。从古代统治者到现代生活中的人们，都会厌恶不公平现象，且在实验中发现，人们愿意牺牲自我利益来惩罚那些违背公平者。 有研究者根据这一现象提出了公平偏好理论(Preference for Fairness Theory， Fehr & Schmidt， 1999)。公平偏好理论认为人类具有寻求公平的偏好。在社会决策中，面对提议者的分配方案是否公平，个体会将自己的收益与其他博弈者收益进行一一比较，进而判断自己的收益是否与其他人的收益相等。个体自身收益和他人收益之间的差异表示的是提议者分配的不公平程度。当自己收益与其他博弈者之间的收益差别较大即不公平程度较高时，个体作为接受者会拒绝分配方案，以此表明自己的态度或惩罚提议者。 既往研究中，多数研究者认为个体拒绝不公平分配的行为是维护公平，放弃自我利益进而惩罚不公平提议者的社会偏好行为(Knoch & Nash， 2015; Achtziger， Alós-Ferrer， & Wagner， 2016; 徐富明，李欧，邓颖，刘程浩，& 史燕伟，2016)，且分别从不同的角度进行了解释，包括认知、情绪和动机等(罗艺，封春亮，古若雷，吴婷婷，& 罗跃嘉，2013)。研究者基于双加工理论(Dual-system approach， Evans， 2003，张慧，马红宇，徐富明，刘燕君，& 史燕伟，2018)对于个体拒绝不公平的行为进行解释，有研究者认为个体拒绝不公平行为是作为社会人的自动反应，在直觉系统控制下的自动加工(Rubinstein， 2007; Rand et al.， 2012)；相反，部分研究者观点是个体拒绝不公平行为是作为经济人的反应，在审慎系统下的控制加工(Myrseth， Fishbach， & Trope， 2009；Martinsson， Myrseth， & Wollbrant， 2014)。这两种观点分别对应了社会启发假说理论和公平偏好控制假说理论，本文概述了其中社会启发假说理论论述过程，包括研究范式和加工过程两方面。
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user: 2. 公平偏好的研究方法 公平偏好不仅仅体现在人类生活中，在动物身上也可以观察到，如黑猩猩、卷尾猴等。这些动物对不公平的分配极其敏感，这说明不公平厌恶是一种普遍存在的特性(Yu et al.， 2014)。 心理学研究中主要采用社会博弈任务对公平进行研究(周晓林，胡捷，& 彭璐，2015)。在追求个人利益和公平这两者时，古典经济学理论认为，最优的决策时是个人收益最大化。为此，个体会遵循“理性人”的思维模式，避免受到情绪或其他社会因素的干扰(Sanfey， Rilling， Aronson， Nystrom， & Cohen， 2003)。但该理论忽略了人们的“非理性”决策，且这一现象在许多博弈行为中都有所体现(Güth， Schmittberger， & Schwarze， 1982; Rongjun， Andrew， Dean， 2014)既往研究发现个体并非是完全追求个人利益最大化的“理性人”，很多时候也会关注他人收益， 会惩罚不公平行为的“社会人”。 2.1. 最后通牒博弈 最后通牒博弈(Ultimatum Game， UG)最先由Guth等人提出(Güth， Schmittberger， & Schwarze， 1982)，研究个体在涉及自身利益的经济活动中，与对手之间的合作的经济决策行为。在社会经济活动情景下，个体的决策行为涉及自身与他人之间利益，并包含着合作、竞争、公平、信任、互惠和利他等行为(张万里 & 刘笑，2014)。最初的UG模型是，实验中两个人共同拥有一笔资金，随机将两名参与者分为提议者(proposer)和回应者(responser)，提议者提出一种这笔资金在两人之间的分配方案，回应者有权选择接受或拒绝该方案。回应者如果接受提议者所提出的方案，则按照这一方案进行分配资金；如果回应者不接受，则双方收益均为0。研究中提议者与回应者被安排到不同的房间或位置，以匿名信的方式进行交流，或被试作为回应者对实验者预先设计好的分配方案进行选择。 按照“理性人”假说，基于个体利益最大化的原则，分配者会尽可能分配给对方较少的金额，而接收者会接受任何非零的分配方案，因为任何数额的收入都优于收益为零。然而大量实验结果表明分配者往往倾向于将一半左右的奖金分给对方；而当分配给接收者的份额少于20%时，这些分配方案被拒绝的概率高达50% (Sanfey et al.， 2003; Schwartz & Weinberger， 1980)。因此，UG在社会背景下能够有效的研究决策过程，其营造了自我经济利益和不公平分配之间的冲突。 最后通牒博弈变式1：Cappelletti等人(2011)研究中分别从分配方案的提议者和接受者对公平偏好进行了研究。该研究中不同于标准的最后通牒博弈的是个体作为提议者进行分配方案，从被动转化为主动，从提议者角度考察个体的公平倾向。同时，个体需完成接受者的任务，面对不同的分配方案考察个体的决策行为，以提议者和接受者综合考察个体的公平倾向。该变式从分配方案提出者的角度对个体的公平偏好进行考察，从而避免个体产生负面情绪，且更加的主观的考察个体的公平偏好。 最后通牒博弈变式2：Yu等人(2014)研究中呈现给个体随机生成的资金分配方案。在奖励条件下，个体的分配金额高于对手，其可以选择牺牲自身部分收益来提高对手的分配金额，使分配结果趋向于公平。在惩罚条件下，个体的惩罚金额低于对手，其可以选择增加自身的惩罚金额减少对方的惩罚金额，使惩罚金额趋向于公平(Dawes et al.， 2007)。在呈现分配方案之前，个体需要对屏幕中呈现的图片进行选择，如果和对手选择的图片相同，双方将会获得随机生成的奖励金额及分配方案；如果相反，双方将会获得随机生成的惩罚金额及惩罚方案。该变式的分配方案虽是随机生成的，但个体能够决定分配方案是否趋向于公平，从主观上考察个体的公平倾向。 该变式将分配方案转换为一种随机的结果，也就是个体接受奖励或惩罚的机会各为50%，虽然有惩罚的情况，但是由个体自身选择的结果造成的，则产生的负性情绪是对自身的而非共同完成任务的搭档，因此该范式也能更加清晰的考察个体的公平偏好。 2.2. 独裁者博弈 独裁者博弈(Dictator Game DG)是应用较多的最后通牒博弈变式。在独裁者博弈中，参与双方被随机分为独裁者(dictator)和接受者(responder)。由独裁者决定资源在双方之间如何分配，接受者只能选择接受，因此不会影响提议者所得的金额。独裁者博弈能够反映出提议者的公平意图(Kahneman， Knetsch， & Thaler， 1986)。Forsythe等人的实验指出，20%的独裁者会分给接受者50%的份额，60%的独裁者的分配在0%~50%之间，仅有20%的独裁者分给回应者的份额约为0 (Forsythe et al.， 1994)。该实验范式重点考察的是个体作为提议者进行资金分配时，分配的公平性。 最后通牒博弈中个体拒绝不公平提议行为，可视为利他主义者在惩罚不公平提议的提出者，以此来促进公平。利他惩罚属于亲社会行为，个体牺牲自身利益是可能为了使提议者在之后的提议中更注重公平，也有可能是负性情绪的反应。独裁者博弈则可以将情绪与惩罚分开，因为接受者的行为反应不会影响到提议者的行为。 2.3. 第三方惩罚 个体在最后通牒博弈中和独裁者博弈中所扮演的角色是利益相关的参与者。通过这两个研究范式，我们可以看出个体面对不公平时的行为表现和情绪等。Ottone (2004)为排除个体面对不公平提议时作为接受者对自我利益的关注，在独裁者博弈中加入了利益无关的第三方。第三方作为博弈过程的监督者来观察提议者和接受者的博弈过程，并拥有对不公平者进行惩罚的权利。研究发现个体作为第三方监督者，当其发现提议者的不公平行为时，会牺牲部分自己的利益去惩罚违反公平者，即第三方惩罚(Ottone， 2004)。 目前，多数研究者采取最后通牒博弈对公平偏好进行研究，能直观的看到个体对不公平方案的反应，同时作为接受者面对不公平提议会产生相应的负性情绪。社会博弈的范式还有很多，如囚徒困境、斗鸡博弈等，这些都可通过对个体的收益进行调整进而考察个体对公平的寻求与偏好，但最后通牒博弈和独裁者博弈应用较多的研究公平的范式(Yu， Zhu， & Leslie， 2016; Güth， Schmittberger， & Schwarze， 1982)。 研究者在对公平偏好进行探索时，多数选取一种博弈范式对个体的公平意向进行探讨，所得结果可能会存在片面性。在研究过程中，可以分别考察个体在不同的博弈范式下的反应，这样即能够将范式之间的优点进行结合，也能够得出整合性较高的结果。如Masahiko在研究发现，同样的实验条件下，个体在免责博弈(Impunity Game IG)中的拒绝率低于最后通牒博弈，这也进一步说明了，在UG中个体的拒绝行为包含了惩罚倾向和情绪反应。在单轮的IG中，个体的拒绝行为更多的受情绪影响，而非个体的公平偏好。
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user: 3. 认知加工下的公平偏好 公平偏好无论是在人类生活中还是在动物活动中都存在的偏好。研究者通过双系统理论对该问题进行解释。双系统理论分为直觉加工系统(Affective system)和审慎加工系统(Deliberative system)。该理论认为，直觉加工系统不占用认知资源，反应快不需要做过多的思考，易受情绪影响；审慎加工系统占用认知资源，反应较慢，需要进行过多的思考(Evans， 2003)。部分研究者(Bear & Rand 2016)指出公平偏好是直觉加工系统下的自动加工，并提出了社会启发假说(Social Heuristics Hypothesis)解释公平偏好行为。该假说认为个体拒绝不公平行为是自动加工(Ochsner & Gross 2005; Ditto， Pizarro， Epstein， Jacobson， & MacDonald， 2006)。然而还有一部分研究者认为公平偏好是审慎加工系统下的控制加工并提出了公平偏好控制假说(Controlled-processing Hypothesis)。该假说认为面对不公平，个体的直觉反应是自利的，倾向于接受不公平分配方案，需要在审慎加工系统下控制自利动机，进而拒绝不公平提议(Stefan et al.， 2011; 刘长江，张跃，郝芳，刘彩梦，丁絮，& 石雨，2016)。 直觉加工系统的自动加工过程不受认知资源影响，而审慎加工系统的控制加工过程受认知资源的影响。基于此，不同的研究者通过多种方式来探讨个体在不同的加工方式下所体现出的公平偏好。研究者通过不同的认知负荷方式对社会启发假说进行验证。 3.1. 时间限制 研究者对个体在UG任务中反应时进行限制。在时间限制下的个体因不能对分配方案进行充分的思考，倾向于通过直觉加工系统下的自动加工进行反应；而反应时间延迟条件下的个体能够对分配方案进行比较和思考，综合考虑各方面的影响，在审慎加工系统下进行反应。研究指出在时间限制下，个体面对不公平提议的拒绝率和没有时间限制下的拒绝率存在显著差异(Wright， 1974; Dominique et al.， 2011)。Sutter，Kocher和Strau (2003)研究指出在时间压力下，个体将会有更多的讨价还价行为且拒绝率提高。 在时间限制条件下，一方面是从客观上要求个体在一定时间完成当前任务，另一方面是从主观上使个体产生时间压力，消耗个体的认知资源，同时无法进行全面的思考，进而促使个体选择更快的加工方式完成任务。但不同个体处理相同任务所需的时间不同，同时对时间压力的感受也存在差异，所以使用时间限制控制个体的加工方式时，应充分考虑到个体差异性对实验结果的影响。 3.2. 认知负荷 目前研究的认知负荷方式主要为记忆负荷。记忆负荷的方式有记忆数字，即在进行博弈任务之前记住一个五位数的数字，完成博弈任务后复述该数字。但该方式不同研究者得出的结论不同，即有研究者得出的结论为采用记忆数字认知负荷方式并不能影响个体决策过程中的加工方式(Dominique et al.， 2011; Benjamin et al.， 2013)。记忆负荷的方式还有记忆数字提取方式，在博弈任务之前记住一个五位数的数字，进行博弈任务过程中需要同时完成记忆数字的提取任务。如需记住的数字为04213，在完成一轮UG任务后，电脑屏幕呈现出4时，被试需回答4后的数字是几。该认知负荷的方式能够影响个体决策过程中的加工方式(Haruno et al.， 2014)。 部分研究者通过工作记忆更新的方式即n-back任务进行认知负荷，也是记忆负荷的一种方式，但不同的研究者在工作记忆更新的内容上存在差别。Jonathan等人(2011)的研究中n-back实验范式，采用的是声音负荷的方式。高认知负荷组进行2-back任务，要求个体将所听到的声音刺激与该刺激前面隔一个位置上的刺激进行比较，低认知负荷组进行的是0-back任务，即将所听到的刺激与目标刺激相比较，如目标刺激为“L”，则需判断听到的刺激是否为L，“是”则按键反应，“否”则不反应。Soutschek等(2016)研究中同样采用的为n-back进行工作记忆的认知负荷，不同的是该研究采用的是视觉负荷的方式：在2-back任务中，个体需要对当前屏幕呈现的字母是否与该字母前面隔一个位置上的字母相同进行判断并反应，而0-back任务中个体需要判断当前呈现的字母是否为目标字母，如目标字母为“L”，当屏幕呈现的字母为L按键反应，否则便不反应(Soutschek & Schubert， 2016)。 在双加工系统中，进行认知负荷主要是对审慎加工系统中控制加工过程的干扰，进而使个体对当前任务采取直觉加工的方式完成。在进行双任务实验时，目前国内外大部分研究采用的是进行目标任务前进行记忆数字来操纵认知负荷变量，然而这一方式不同研究者在实验过程中所得的结论存在差异。近年部分研究者开始尝试使用工作记忆更新任务操纵认知负荷变量，该方式对认知资源占用程度高，但在具体实施过程中的操纵存在一定的难度。而将二者结合形成的记忆数字提取任务，即在进行目标任务过程中回答记忆数字的相应位置，能够对认知资源进行控制且实施难度低于n-back任务。 3.3. 认知控制 认知控制，或称为认知反思，指个体在加工过程中对所采用的加工方式的感知和控制能力(Gollwitzer， 1999; Oettingen， Pak， & Schnetter， 2001)。Oettingen等(2001)提出意图是改变行为的关键，个体完成实验任务过程中遇到目标障碍时用预先设定的处理方式进行解决。Bieleke等人(2017)的研究中通过该方法对个体的认知加工过程进行控制。研究中个体需要按照既定的方式处理决策问题。研究将被试分为直觉加工组和控制加工组，直觉加工组在进行博弈决策过程中，要在自动加工条件下进行决策，当其意识到自己对决策进行思考判断，即进行审慎加工，则要求自己不要过多的思考凭直觉做出选择。控制加工组要在控制加工条件下进行决策，当其在进行决策时意识到自己的选择过程没有过多的思考时，则要求自己要谨慎，不要冲动。研究者通过这种主观控制的方式来对个体的加工方式进行研究。 在对公平偏好研究中，已有研究多是基于双系统理论进行展开的。个体在进行决策过程是受两个不同但又相互影响的加工系统所控制，直觉加工系统与审慎加工系统对决策的作用是同时、独立且平行的，而个体执行何种结果受两个加工系统中激活的程度强的、占优势一方影响(孙彦，李纾， & 殷晓莉，2007)。在两个系统竞争过程中，多是直觉加工系统获胜，这也解释了很多非理性决策(Kahneman & Frederick， 2002)。同时还有研究者指出，当两个加工系统加工方向相同，指向同一目标时，并不能体现出存在两个系统，而加工方向相反时，才能体现出其竞争性，可能出现非理性行为(Sloman， 2002)。在以双加工理论为基础，对个体的公平偏好进行解释时，便是两个加工系统加工方向相反。个体理性的决策，会接受任何能够增加自我收益的金额，而非理性决策为了维护公平，会通过拒绝接受收益惩罚提议者，该决策过程正是直觉加工与审慎加工之间的冲突。
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user: 4. 研究展望 公平偏好是个体自动加工下的社会偏好，还是控制加工下的自利动机，为解决这一争论，不同研究者做了大量研究。不同研究者的出发点相同，即探究公平偏好是自动加工还是控制加工，但研究方法上存在差异。 4.1. 公平偏好的研究方法 研究者多采用实验方法对社会启发假说进行验证，即认知负荷条件下，个体的审慎加工系统被占用，则会采用直觉加工系统下的自动加工，在该条件下考察个体行为倾向，如果个体接受不公平提议则支持公平偏好控制假说，个体拒绝不公平提议则支持社会启发假说；而对公平控制假说则从个体面对不公平提议时所激活的脑神经活动角度进行展开，Knoch，Gianotti，Baumgartner和Fehr (2010)研究指出前额皮层区域的基线活动与接受不公平负相关，随着前额皮层区域的基线活动降低，个体则会减少使用审慎加工系统的控制加工，这说明个体自动反应是自利的接受不公平。且研究者对二者的因果关系进行了探究，通过经颅磁刺激(rTMS)扰乱前额叶皮层后，个体对不公平分配的拒绝率降低(Knoch， Pascual-Leone， Meyer， Treyer， & Fehr， 2006)。 不同研究者在对公平偏好加工方式进行探讨时，得出了不同的结论，可能是由于采用的研究方法不一致。因此，可以将研究方法结合，在有无认知负荷条件下，研究个体进行公平偏好决策时所激活的认知神经脑区，从而系统地对个体公平偏好加工方式进行解释，并且可以从脑认知的角度对认知负荷对决策的影响进行探究和论述。 此外，已有研究对个体公平偏好的研究方法采用的是最后通牒博弈或是独裁者博弈，而较少的使用第三方惩罚或其他博弈范式。最后通牒博弈虽能直接考察个体的公平偏好，但是生态效度较低，且涉及自身利益，不能考察个体对于公平偏好的客观态度。因此研究者可以考察认知负荷下个体在第三方惩罚范式下对公平偏好的态度。 4.2. 研究过程中的个体差异 研究者在双加工理论下，对个体的公平偏好进行研究时，个体差异是一个不可忽略的影响因素。有研究指出，公平偏好之所以会存在不同的理论假说，其中一个原因便是个体的社会价值取向，亲社会个体偏向于公平，亲自我个体偏向于个人利益(Bieleke et al.， 2017; Haruno et al. 2014)。研究者在对公平偏好探索中，对采用何种研究范式更适合方面争论较少，但在双加工理论下，采用何种认知负荷方式及认知负荷方式如何影响个体的加工方式上争议较大，并且尚未明确哪些变量能够清晰地反应个体的认知负荷程度。不同认知风格个体的加工偏好存在差异，个体在加工信息过程中，分为场依存和场独立两种(WitKin， 1950)，场依存个体在信息加工过程中，倾向于以外在参照物或外在线索为指导，场独立个体则倾向于采用内部感知线索为指导。思虑型个体在做出决策前会进行充分的思考，而冲动型个体则反应快速(杨治良 & 郭力平，2001)。所以因为个体的加工偏好不同，研究者在以认知负荷方式对个体的加工方式进行控制时，应考虑到这一因素的影响。 总之，对于博弈决策中拒绝不公平行为是个体的自动反应还是控制加工后的决策，不同研究者基于双系统理论都对该问题进行了探讨。本文对公平偏好的研究范式和认知负荷方法进行了概述，在日后的研究中，可在已有研究的基础上进行调整，以期更加清晰地解释个体公平偏好的加工方式。
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user: 摘 要 目的：探讨意志性戒除毒瘾的内在动力成分，编制戒毒内源力问卷(EPI-DR)并考察其效度和信度。方法：研究1通过访谈和讨论编制33个条目的测试问卷，并在江苏省戒毒所选取戒毒人员1814人进行测试。其中，1210人的数据用于条目分析和探索性因子分析，并由此形成正式版EPI-DR；604人的数据用于对正式版问卷进行验证性因子分析。研究2调查戒毒人员194人，施测正式版EPI-DR、一般效能量表(GSES)、犹豫不决问卷(IS)、控制感问卷(SCS)来考察效标效度，其中190人于3周后完成正式版EPI-DR的重测。结果：33个条目的题总相关均大于0.29。探索性因子分析确定了20个条目，提取效能、自主和掌控3个因子，解释总变异的62.18%；验证性因子分析结果表明，三因子结构是理想的模型(χ 2 /df = 2.53， CFI = 0.96， TLI = 0.96， RMSEA = 0.05， SRMR = 0.04)。效能因子得分与GSES得分相关为0.38，自主因子得分与IS得分相关为0.47，掌控因子得分与个人掌控得分相关0.44。全问卷及3个因子的Cronbach’s α系数分别为0.93、0.94、0.85和0.80；重测信度分别为0.75、0.71、0.66和0.65。结论：戒毒内源力由3个成分构成，戒毒内源力问卷的效度和信度达到心理测量学要求，可以用来测量戒毒人员意志力性戒毒的内在动力。 关键词 :戒毒，意志力，内源力，效度，信度 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/