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

user: 4. 集中式决策闭环供应链分析 由(1)和(2)式可得集中式决策闭环供应链的利润函数为： π C ( p d ， p t ， τ ， s ) = ( p t − c n ) ( 1 − p t − p d − λ s 1 − θ ) + ( p d − c n ) ( p t − p d − λ s 1 − θ − p d θ )     + ( Δ − A ) τ ( 1 − p d θ ) − C L τ 2 − β s 2 2 (3) 命题2 在集中式决策闭环供应链中：产品的单位直销价为 p d C * = θ − 2 C L θ ( θ − c n ) 4 C L θ − ( Δ − A ) 2 ，单位零售价为 p t C * = 1 + θ 2 − 2 C L θ ( θ − c n ) 4 C L θ − ( Δ − A ) 2 + λ 2 ( 1 − θ ) 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] ，废旧品的回收率为 τ C * = ( Δ − A ) ( θ − c n ) 4 C L θ − ( Δ − A ) 2 ，零售商的服务水平为 s C * = λ ( 1 − θ ) 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ，系统可得均衡利润为 π C * = 2 C L ( θ − c n ) 2 4 C L θ − ( Δ − A ) 2 + β ( 1 − θ ) 2 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] 。 结论4 ∂ p t C * ∂ θ > 0 、 ∂ p d C * ∂ θ > 0 、 ∂ τ C * ∂ θ > 0 、 ∂ s C * ∂ θ > 0 、 ∂ π C * ∂ θ > 0 。 在集中式决策系统中，随消费者对电商直销渠道偏好程度的增加，结论4表明：在零售和电商双渠道中，产品的单位零售价、单位直销价、废旧品的回收率、服务水平和系统的总利润均会增加。 结论5 ∂ p t C * ∂ λ > 0 、 ∂ p d C * ∂ λ = 0 、 ∂ τ C * ∂ λ = 0 、 ∂ s C * ∂ λ > 0 、 ∂ π C * ∂ λ > 0 。 在集中式决策系统中，随服务质量关于服务水平敏感程度的增加，结论5表明：在零售和电商双渠道中，产品的单位零售价、服务水平和系统的总利润均会增加，而直销渠道价格和废旧品的回收率不受影响。 结论6 ∂ p t C * ∂ β < 0 、 ∂ p d C * ∂ β = 0 、 ∂ τ C * ∂ β = 0 、 ∂ s C * ∂ β < 0 、 ∂ π C * ∂ β < 0 。 在集中式决策系统中，随服务质量关于服务成本的敏感程度的增加，结论6表明：在零售和电商双渠道中，产品的单位零售价、服务水平和系统的总利润均会减少，而产品的单位直销价和废旧品的回收率均不受影响。 结论7 p d C * < p d D * 、 { p t C * < p t D * ， 当 0 < λ < λ 1 p t C * > p t D * ， 当 λ 1 < λ < λ 2 、 τ C * > τ D * 、 s C * > s D * 、 π C * > π D * 。(其中： λ 1 = β ( 1 − θ ) { ( 1 − θ ) [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] + 8 θ C L ( θ − c n ) ( Δ − A ) 2 } ( 1 − θ ) [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] + 4 θ C L ( θ − c n ) ( Δ − A ) 2 、 λ 1 = λ 2 = 2 β ( 1 − θ ) + ( 1 − θ ) 2 4 − 1 − θ 2 )。 结论7表明：在双渠道闭环供应链中，总体上，分散式决策下产品的单位直销价、单位零售价格均大于集中式决策系统的；而废旧品的回收率、零售商的服务水平小于集中式决策的，且分散式决策的总利润小于集中式决策系统的，存在“双重边际效应”问题。因此，以集中式决策系统的总利润为目标，进一步提高零售商回收下双渠道闭环供应链系统的运营效率是值得探讨的问题。
system: [SYSTEM]

user: 5. 收益费用共享契约协调分析 基于收益共享契约 [ 24 ] 来协调解决双销售渠道闭环供应链中存在的“双重边际效应”问题。其中制造商和零售商分别以 1 − ρ 与 的比例共享系统收益和分担回收和零售服务成本，若零售商的利润函数是集中式决策供应链利润函数的仿射函数，即对于任意的 ψ ( 0 < ψ < 1 ) ，使得 π r = ψ Π C + η ( η 为常数)成立时，则称该收益费用共享契约协调了供应链。 在分散式决策系统中，收益费用共享契约协调的零售商的利润函数为： π r R c ( p t ， τ ， s ) = ( ρ p t − w ) Q t + ρ p d Q d + ( b − ρ A ) τ ( Q t + Q d ) − ρ C L τ 2 − ρ β s 2 2 (4) 命题4 收益费用共享契约 ( w ， b ， ρ ) 中的参数满足 w R c = ρ c n ( 1 + Q d Q t ) 、 b R c = ρ Δ ，且 时， 可协调双渠道闭环供应链中各成员的分散式决策行为，并能使各成员均获得帕累托改进的利润。其中： ρ 1 = [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] { 8 C L ( Δ − A ) 2 ( θ − c n ) 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] + β ( 1 − θ ) 2 [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] 2 } 4 [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] 2 { 4 C L ( θ − c n ) 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] + β ( 1 − θ ) 2 [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] } ， ρ 2 = [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] { 8 C L ( θ − c n ) 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] + β ( 1 − θ ) 2 [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] } 2 [ 8 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] { 4 C L ( θ − c n ) 2 [ 2 β ( 1 − θ ) − λ 2 ] + β ( 1 − θ ) 2 [ 4 θ C L − ( Δ − A ) 2 ] } .
system: [SYSTEM]

user: 6. 数值算例 为验证模型的有效性和结论的准确性。本节对以上各命题和结论进行数值算例仿真分析。对模型中涉及的各参数进行赋值： c n = 0.4 、 c r = 0.1 、 Δ = 0.3 、 A = 0.1 、 C L = 0.5 。 6.1. 消费者偏好及零售服务参数敏感性分析 为了用数据验证直接渠道偏好、服务弹性系数以及服务成本系数是如何影响分散式决策系统和集中式决策系统中各成员和系统的决策和利润，可见表2 (注：由于数值较小，为方便比较分析均已将表中数据扩大100倍)： 当 λ = 0.3 、 β = 0.5 时，随着 θ 的增加，由表2可知：在分散式决策中，服务水平、废旧品回收率以及单位直销价格不断增加 ；单位零售价格、各成员利润以及总利润都是先减小后增大。同结论1。而在集中式决策中，单位零售价格、单位直销价格、服务水平、废旧品回收率。系统总利润都不断增加。同结论4。 当 θ = 0.7 、 β = 0.5 时，随着 λ 的增加，由表2可知：在零售和电商双渠道下，无论是分散式决策还是集中式决策系统中，由于服务是由零售商提供的，所以制造商的相关决策变量不受影响，而单位零售价格、服务水平、各成员的利润以及总利润都随之增加。结论2、5。 当 θ = 0.7 、 λ = 0.3 时，随着 β 的增加，由表2可知：单位零售价格、服务水平、各成员的利润以及总利润都随之减少。同结论3、6。 由表2可以很容易的看出：无论 θ 、 λ 以及 β 如何变化，总体上看，在零售商回收的双渠道闭环供应链中，集中式决策系统总是优于分散式决策系统。同结论7。 Table 2 A comparative static analysis of θ ， λ ， θ λ β 分散式决策系统 集中式决策系统 零售商 制造商 系统 p t D * s D * τ D * π r D * p d D * w D * b D * π m D * π D * p t C * p d C * s C * τ C * π C * 0.5 0.3 0.5 85.14 18.29 1.02 3.82 44.89 69.89 20 8.13 11.95 75.28 44.79 36.58 2.08 16.28 0.55 0.3 0.5 83.92 18.75 1.38 3.52 47.36 69.86 20 8.07 11.59 75.34 47.21 37.50 2.83 16.18 0.6 0.3 0.5 82.73 19.35 1.69 3.24 49.83 69.83 20 8.14 11.38 75.46 49.65 38.70 3.44 16.35 0.7 0.3 0.5 80.49 21.42 2.17 2.70 54.78 69.78 20 8.61 11.32 75.98 54.55 42.85 4.41 17.33 0.8 0.3 0.5 78.83 27.27 2.53 2.30 59.74 69.74 20 9.60 11.91 77.66 59.48 54.54 5.12 19.34 0.85 0.3 0.5 79.10 37.50 2.67 2.38 62.23 69.73 20 10.71 13.09 80.70 61.95 75 5.42 21.57 0.7 0.1 0.5 77.54 5.17 2.17 1.96 54.78 69.78 20 7.14 9.10 70.07 54.55 10.34 4.41 14.37 0.7 0.2 0.5 78.43 11.53 2.17 2.18 54.78 69.78 20 7.58 9.77 71.86 54.55 23.07 4.41 15.27 0.7 0.3 0.5 80.49 21.42 2.17 2.70 54.78 69.78 20 8.61 11.32 75.98 54.55 42.85 4.41 17.33 0.7 0.4 0.5 85.85 42.85 2.17 4.04 54.78 69.78 20 11.29 15.33 86.70 54.55 85.71 4.41 22.69 0.7 0.3 0.4 81.78 30 2.17 3.02 54.78 69.78 20 9.26 12.28 78.55 54.55 60 4.41 18.61 0.7 0.3 0.5 80.49 21.42 2.17 2.70 54.78 69.78 20 8.61 11.32 75.98 54.55 42.85 4.41 17.33 0.7 0.3 0.6 79.78 16.66 2.17 2.52 54.78 69.78 20 8.26 10.78 74.55 54.55 33.33 4.41 16.61 0.7 0.3 0.7 79.32 13.63 2.17 2.41 54.78 69.78 20 8.03 10.44 73.65 54.55 27.27 4.41 16.16 0.7 0.3 0.8 79.01 11.53 2.17 2.331 54.78 69.78 20 7.87 10.20 73.02 54.55 23.07 4.41 15.84 0.7 0.3 0.9 78.78 10 2.17 2.27 54.78 69.78 20 7.76 10.03 72.55 54.55 20 4.41 15.61 表2. 关于 θ ， λ ， β 的比较静态分析结果 6.2. 收益费用共享契约协调分析 收益费用共享契约协调双渠道闭环供应链系统的结果见表3。 Table 3 Result of retailer recycling closed-loop supply chain under revenue cost sharing contract coordinatio ρ R w R ( ρ ) b R ( ρ ) π r R d π m R d π m R d + π r R d 范围 取值 (0.16，0.25) 0.2 0.05 0.06 0.03 0.14 0.17 (0.25，0.35) 0.3 0.07 0.09 0.05 0.12 0.17 (0.35，0.45) 0.4 0.10 0.12 0.07 0.10 0.17 (0.45，0.50) 0.5 0.12 0.15 0.085 0.085 0.17 表3. 收益费用共享契约协调下零售商回收闭环供应链的结果 结合表3易知，在收益费用共享契约协调下，存在一个收益费用共享比例的取值范围 ρ R ∈ [ 0.1561 ， 0.5007 ] ，在此区间内，可使分散式决策系统中各企业获得的总利润 Π d * 与集中式决策系统的总利润 Π c * 一致；制造商和零售商可讨价还价确定收益费用共享比例 ρ 的取值，从而获得帕累托改进的利润。
system: [SYSTEM]

user: 7. 结论 本文研究了集中式决策和由零售商回收的分散式决策下双销售渠道闭环供应链，研究发现：相较于分散式决策，集中式决策下的总利润较大，且服务水平较高，而单位零售价格随着服务弹性系数变化也有所变化，总体上集中式决策优于分散式决策；随着消费者直接渠道偏好度不断增加，单位直销价格不断增大，批发价格却不断减小，单位零售价格、各成员的利润以及系统总利润先减少后增加，因此对制造商而言，只有当消费者直接渠道偏好度较大时，开辟直接渠道才有意义；服务成本系数不断增加时，单位零售价格，服务水平、各成员的利润以及系统总利润均不断减小；当服务弹性系数在一定范围内增加时，单位零售价格和服务水平不断增加，总利润不断增大。由于集中式决策是从整条供应链角度出发希望达到的一个理想的状态，供应链上的各个成员都以整条供应链的利益最大化为目标，而在现实企业实践中供应链上的各个成员大多都是以自身利益最大化为目标，多为分散式决策，最后设计了收益费用共享契约协调了分散式决策下闭环供应链中存在的“双重边际效应”问题，使其达到双渠道闭环供应链在集中式决策时的水平。本文只考虑了正常运营环境下的双渠道闭环供应链的决策研究，在此基础上，还可探讨突发事件干扰下双渠道闭环供应链的情形，此外，还可以考虑不同回收方式下双渠道闭环供应链决策比较，以及单一销售渠道和双销售渠道下闭环供应链的策略对比。在互联网技术迅速发展的今天，电子商务也得以迅猛发展，线上和线下的竞争越来越激烈，双渠道闭环供应链理论体系的不断发展和完善势必能成为解决许多现实问题的有力武器。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 对外贸易是经济增长衡量区域经济发展的一个重要指标，也是经济发展的一项内在要求。本文利用江西省1995~2018年数据，基于VAR模型对进口增长率、出口增长率和江西省GDP增长率进行实证分析。研究结果表明，三者具有长期均衡的关系，江西省经济增长对出口贸易和进口贸易均有促进作用，尤其对进口贸易的影响效果更明显。而进口贸易对经济增长的拉动作用会逐年减弱，出口贸易在长期内对经济增长作用则更显著。 关键词 :对外贸易，经济增长，VAR模型 Copyright © 2019 by author(s) 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 对外贸易作为地方经济发展的一个重要环节，对加快货物流通，实现不同地区资源合理配置发挥着举足轻重的作用。随着我国对外开放进程的加快，一个区域的发展不仅需要内部来提升，还需借助外部环境来带动自身的发展。近年来，“一带一路”倡议所带来的效应不仅体现在我国的对外开放方面，也在沿途地区的经济发展中得到了极大反映。对外开放是国家繁荣发展的必然要求，也是江西省崛起的内在要求。由此可见，对外贸易发挥着越来越重要的作用。
system: [SYSTEM]

user: 2. 文献综述 国内外学者对进出口贸易与经济增长之间的关系进行了大量研究。早在1937年英国学者罗伯特·逊就对外贸易与经济增长之间的关系描述为“对外贸易是经济增长的发动机”，表明对外贸易对经济增长的巨大作用。赵清军等 [ 1 ] 利用1984~2016年的数据分析后认为，福建省的经济增长与进出口贸易存在长期稳定关系，短期内进口贸易对经济增长的促进作用不显著，出口贸易与经济增长存在相互促进关系。余升果等 [ 2 ] 以西部地区为研究对象，发现外贸依存度对经济增长有显著的正向作用。刘爱珍等 [ 3 ] 以我国为视角，表明我国对外贸易对经济增长促进作用明显，特别是出口贸易贡献度较高。邢胜龙 [ 4 ] 在基于柯布-道格拉斯模型下认为对外开放是经济增长的主要驱动力。周红云等 [ 5 ] 采用脉冲响应函数得出中国台湾与中国大陆两岸的经贸往来的正向冲击对中国台湾的经济的促进作用是正向的这一结论。窦旺胜等 [ 6 ] 表明对外贸易对山东省经济增长具有促进作用，且出口贸易促进作用更为明显。曾珍 [ 7 ] 对对外贸易的依存度相关问题进行探讨，直接指明对外贸易依存度是衡量一个国家或地区对外开放程度以及参与到国际分工和国际竞争的其中一项指标。综上所述，江西省作为内陆地区，要想实现中部崛起这一目标，大力发展对外贸易具有重大的现实意义。因此本文将基于1995~2018年数据来探究现阶段江西省对外贸易与经济增长的内在关系。
system: [SYSTEM]

user: 3. 江西省经济增长与对外贸易概况 3.1. 江西省经济增长现状 江西省地处中国南方主要省份的最中部，深居内陆，受地理位置的影响，交通运输成本高，严重制约了江西的经济发展。见图1，在2018年江西省产值为21，984.7亿元，而广东省受益于良好的地理位置产值为97，277.77亿元，是江西省的4.5倍。在图1中，可以看出，江西省产值随时间呈不断增长趋势，但增速较缓。其中，第二产业占比最大。说明江西省产值来源还是主要为第二产业。第三产业在2009年之后也得到了快速发展，增速超过第二产业，但比起发达地区，如上海、广州，江西省第三产业的发展相对较缓，仍属于以工业为主导型的地区。 3.2. 江西省对外贸易现状 在国际上通常以外贸依存度来衡量对外贸易对一个地区经济发展的作用，同时其高低也反映该地区的对外开放程度。随着我国改革开放的不断深入，江西省对外贸易得较快发展，主要表现在对外贸易依存度在波动中上升，前期总体上呈下降趋势，在加入世贸后，增长较为明显，且在2011年达到峰值，约为0.174；进出口总额呈现不断上升的趋势，受全球金融危机影响，在2009年有所下降(参见图2)。截止到2018年，出口总额占外贸总额70%。总体来说，江西省对外贸易取得了较好的发展成就，但总额依然处于较低的水平。2018年，江西省对外贸易总额约为3192亿元，远低于我国东部发达省份。在经济全球化和我国对外开放的政策下，江西省对外贸易的发展受全球低迷经济和我国现行经济压力下的影响，因此如何在新的经济环境和全球形势下提升江西省外贸经济的发展成为了一个重要课题。 图1. 江西省三次产业产值示意图 图2. 江西省对外贸易总额与对外贸易依存度变化示意图
system: [SYSTEM]

user: 4. 数据选取及变量检验 4.1. 模型和方法 VAR模型常用来表示多变量之间的动态关系，不依赖于任何约束条件，对当期值和若干滞后期进行回归。P阶VAR模型的基本表达式为： y t = α + β 0 x t − 1 + β 1 x t − 2 + ⋅ ⋅ ⋅ + β p x t − p + ε t 其中， y t = ( y 1 t ， y 2 t ⋯ y n t ) ' ， α = ( α 1 ， α 2 ⋯ α n ) ' 为n维常数向量， ε t = ( ε 1 t ， ε 2 t ⋯ ε n t ) ' 为误差向量， β i = ( β 11 ， i β 12 ， i ⋯ β 13 ， i β 21 ， i β 22 ， i ⋯ β 2 n ， i ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ β n 1 ， i β n 2 ， i ⋯ β n n ， i ) 为n阶系数矩阵。若引入滞后算子Q，则上述VAR(P)可以表示为 β ( Q ) y t = α + ε t 。 4.2. 数据选取 本文根据资料的可获取性，选取了江西省1995~2018年的数据，数据来源为Wind数据库。以进口增长率(RIM)和出口增长率(REX)指标来衡量江西省对外贸易的发展状况，同时选取GDP增长率(RGDP)代表江西省经济增长速度，本文在下文提到的GDP均指江西省GDP。考虑到通货膨胀，本文数据均剔除了物价的影响。本文主要变量的描述性统计结果见表1： Table 1 Statistical description of variable 变量 观测数 最大值 最小值 中位数 平均值 标准差 进口增长率(RIM) 23 0.7809 −0.1742 0.1530 0.2164 0.2804 出口增长率(REX) 23 0.8220 −0.1835 0.1373 0.1912 0.2685 GDP增长率(PGDP) 23 0.1866 −0.0521 0.0599 0.0743 0.6187 表1. 变量的统计描述 4.3. 变量平稳性检验 平稳性检验是构建VAR模型的前提，对时间序列进行平稳性检验可说明是否存在伪回归问题。本文选用ADF单位根检验对序列进行平稳性检验。检验结果如表2所示，RIM、REX在1%的水平下平稳，RGDP在5%水平下平稳，三者原始数据均单整。 Table 2 Variable stationarity test result 变量 ADF检验 1%临界值 5%临界值 10%临界值 P值 结论 RIM −41289 −3.7696 −3.0049 −2.6422 0.0045 平稳 REX −3.8483 −3.7696 −3.0049 −2.6422 0.0084 平稳 RGDP −3.6512 −3.7696 −3.0049 −2.6422 0.0130 平稳 表2. 变量平稳性检验结果 4.4. 格兰杰关系检验 格兰杰关系检验可以了解三个变量之间的先后因果关系，其基本思想是：一个随机变量y对于预测另外一个随机变量x是否有效。根据表3可知，进出口不存在格兰杰原因。经济增长是进口的格兰杰原因，经济的发展为进口提供资金和政策支持，促进产业结构升级。同时，进口也是经济增长的格兰杰原因，进口为经济增长提供技术和设备保障，促进经济稳步增长。在经济增长对出口贸易的格兰杰检验中，为接受原假设，但是P值不高，说明在一定程度上经济的增长会提高国际地位，提供强有力的政策支持，有利于扩大市场，进而拉动出口。出口贸易是经济增长的格兰杰原因，出口贸易的增加会增加国民收入，刺激消费和投资，进而拉动经济增长。 Table 3 Granger relationship test resul 原假设 F统计值 P值 REX不是RIM的格兰杰原因 RIM不是REX的格兰杰原因 0.13981 1.10913 0.7126 0.3055 RGDP不是RIM的格兰杰原因 RIM不是RGDP的格兰杰原因 7.04867 5.98214 0.0156 0.0244 RGDP不是REX的格兰杰原因 REX不是RGDP的格兰杰原因 0.28304 5.38714 0.6009 0.0316 表3. 格兰杰关系检验结果 4.5. 模型滞后期的选取 在建立VAR模型之前需确定模型的滞后期数，本文利用LR、FPE、AIC、SC和HQ准则判断滞后阶数，由表4判断出模型的滞后期为1阶。 Table 4 Standards for model lag period selectio Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0 32.41827 NA 1.06e−05 −2.941827 −2.792468 * −2.912671 1 45.25763 20.54297 * 7.33e−06 * −3.325763 * −2.728324 −3.209137 * 2 51.27328 7.820341 1.07e−05 −3.027328 −1.981809 −2.823232 3 57.02698 5.753697 1.81e−05 −2.702698 −1.209099 −2.411131 表4. 模型滞后期选取标准
system: [SYSTEM]

user: 6. 结论与建议 本文基于VAR模型，采用1995年~2018年江西省数据，实证检验了江西省对外贸易与经济增长之间的关系。格兰杰因果检验表明，江西省进口增长率、出口增长率均是GDP增长率的格兰杰原因，GDP增长率是进口增长率的格兰杰原因，但在一定程度对出口增长率也具有拉动作用。通过脉冲响应分析和方差分解分析表明，在短期内，进口贸易对经济增长有着正向的促进能力，随着时间的推进，影响效果逐渐减弱。相较而言，出口贸易在短期内会抑制经济增长，但在长期内，出口贸易对经济增长具有显著的拉动作用。与此同时，江西省进出口贸易在一定程度上也依赖于经济增长。综上所述，江西省对外贸易对于省内的经济增长发挥着重要作用。 基于上述研究结论，提出以下建议。一是要充分发挥进口贸易对经济增长的拉动作用。在引进先进技术和设备的同时，充分落实人才引进政策，学习国外优秀技术，提高本省的科技创新能力，提升技术转换率，缩小与别国的技术差距。同时，利用别国优势，克服省内资源瓶颈，突破省内经济发展的供给约束，拓展消费者的选择空间，开拓新市场，促进经济增长，进而将这种短期的进口拉动作用转换为长期效用。二是充分发挥出口贸易对经济增长的拉动作用。通过产业结构升级大力扩展海外市场，依托我国对外政策，加大对外出口，有效利用国际产能资源的合理配置，出口省内相对过剩的产品，促进资本积累，为优化省内市场，提升企业竞争力提供资金保障。政府要深化外贸体制改革，为进一步拓宽出口贸易提供政策支持，加强监测，给予政策上的指导，实现对外贸易便利化，从而提升企业对出口贸易的信心，从而扩大出口规模。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 X射线粉末衍射在材料研究中有着重要应用，但是通常制备的X射线粉末衍射样品由于存在厚度较大、厚度不均匀，表面不平整以及存在颗粒择优取向等问题而导致实验数据精度不高，这给精确测量晶胞参数等研究工作造成了一定困难。本文介绍了一种利用悬浮液沉积制备样品的方法，这种方法所用器具简单，制备过程也简便快速，可以有效地避免衍射样品厚度较大、厚度不均匀，表面不平整以及存在颗粒择优取向等问题。 关键词 :X射线粉末衍射，样品制备方法，悬浮液沉积法 Copyright © 2019 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 X射线粉末衍射法是测定晶体结构的有效方法也是目前材料科学研究中测定晶体结构的主要方法 [ 1 ] [ 2 ] 。但是由于样品层厚度，粉末粒度，粉末择优取向，试样表面平整度以及衍射仪功率，各狭缝的宽度等等因素都对测量结果有影响，这使得实验结果误差较大，特别是在位移型相变、热膨胀、磁致伸缩等需要高精度确定晶胞参数的研究中造成了很大的困难 [ 2 ] [ 3 ] 。因此提高X射线粉末衍射测量的精度在材料学等科学研究中具有重要意义。从前的研究中人们发现在X射线粉末衍射中，带来误差的原因有很多，但主要的误差来源可以分为两个方面。一个是来源于测试系统的几何条件，主要包括 [ 2 ] ：粉末样品的表面偏离聚焦表面，X射线偏离聚焦表面射入粉末样品；粉末样品所在平面偏离测角仪的轴；探测器零点位置与X射线源焦点的投影具有一定距离，等等。另一个来源于衍射样品的制备质量 [ 4 ] [ 5 ] ，主要包括：粉末颗粒是否均匀，粒径是否合适、样品制片是否均匀平整，厚度是否合理、样品制片时是否存在择优取向，等等。本文中我们首先简要介绍影响粉末衍射样品制备质量的几种主要因素和几种常见的衍射样品的制备方法，最后重点介绍我们在实践中摸索出来的一种简便快速制备优良粉末衍射样品的方法，即：悬浮液自然沉降法。希望对相关研究有所帮助。
system: [SYSTEM]

user: 2. X射线粉末样品的制备要求 2.1. 样品颗粒大小的要求 在X射线粉末衍射实验中，粉末颗粒太大或太小都对衍射峰型、衍射强度产生影响，进而影响衍射精度。一般来说当粉末样品颗粒超过100 μm时，所产生的衍射环就会出现不连续的斑点，从而出现衍射峰形不好，衍射强度降低，分辨率降低等弊端。而当样品颗粒小于0.1 μm以下时，由于每个晶粒中的晶面数目减小，衍射线变的宽化并散漫，也影响分辨率。实践表明对于一般的粉末制样，要求粉末样品的粒度均匀，大小在10~40 μm左右比较合适，也就是说研磨后使粉末分别通过200目的筛子(38 μm)以及360目的筛子(8 μm)，就可以求达到要求。 2.2. 样品表面的要求 在X射线粉末衍射实验中，要求样品表面平整均匀，但是不能存在明显的颗粒择优取向。由于制样时需要利用外力敷平样品表面，而粉末试样是由大量小颗粒构成的，且颗粒形状并不是规则的，当受到外力作用时，晶粒在外力作用下会向一边倾倒，这就是所谓的择优取向。图1为压片法制备的样品的电镜照片，照片表明样品层中存在着明显的择优取向。择优取向会造成织构现象，使得粉末粒子中各晶面不能等几率衍射，这对于获得准确的晶体结构信息是不利的，特别是在需要衍射强度精确解谱(例如Rietveld结构精化方法解谱)的情况下，影响很大。因此制备样品实践中避免样品表面织构是获得合格样品的关键所在，也是难点所在。 2.3. 样品层厚度的要求 由于粉末样品对X射线有吸收作用，这导致衍射线强度衰减，样品层越厚，衍射线强度衰减得越严重，而且过厚的样品层还会导致比较严重的散焦现象。一般来说，样品层厚度均匀并且以小于50 μm比较好。现在通用的方法中(压片法、撒样法、填样法等)普遍存在样品层厚度较大的问题，这也是影响X射线粉末衍射精确测量的重要因素。
system: [SYSTEM]

user: 3. 常用的粉末X射线衍射样品制备的方法 3.1. 压片法 现在通用的压片法是将石英片光滑平整的表面上刻上深度约为0.2~0.5 mm，面积约为3.5 cm 2 的矩形试样槽，构成样品架，将试样粉末均匀置于试样槽中，并用另一片光滑平整的玻璃片将粉末敷平。这种方法制成的片状粉末样品不但会产生严重的择优取向，而且样品层的厚度也较大。如果使样品层厚度低于槽的深度，又会难于敷平样品表面。如图1所示。 图1. 压片法制备的具有择优取向的粉末样品 3.2. 撒样法 将试样粉末用水或酒精浸湿，然后用筛子将渐干的试样粉末筛落至石英片上。虽然这种方法样品用量少，相比于压片法也没有那么严重的择优取向，但依然存在厚度较大且不均匀，表面不平整的问题。 3.3. 填料法 将试样粉末以一定的比例与某种不会产生衍射峰或不会与待测物的衍射峰重叠的物质混合，将该混合物填入石英片样品架中。这种方法虽然也能有效避免择优取向，但缺点也较多，例如混合粉末中单位体积内的待测样品量降低，其衍射强度减弱；同时，补料还会产生散射光线等等，因此这种方法目前应用较少。 3.4. 粘黏法 当样品量较少时，可以用黏胶带或透明胶带，黏一层样品粘到载玻片上，但由于胶带的微观表面是凹凸不平的，试样的颗粒处于不同的平面上，而且也存在较为严重的择优取向问题，且颗粒不均匀，当X射线照射时还会产生漫散射等等。 综上所述，在制备X射线粉末衍射样品时，粉末粒子的大小均匀合适比较好控制，最难控制的因素主要是样品层厚度均匀而且厚度不能太大、样品层表面必须平整，粉末粒子不能有择优取向等，而通常制备粉末样品的方法不能同时很好地克服这些缺点。在精确解谱中要获得准确的晶体结构信息必须采用更好的方法制备样品，而通常制备一个优良的粉末衍射样品是很难的，是一个费时费力的工作。一般情况下，对实验精度要求不高时，很少有人去追求样品的质量，当然也就得不到晶体的准确结构信息。我们在多年的实际工作中摸索出了一套简洁快速制备X射线粉末衍射样品的方法，即悬浮液自然沉降法，这种方法制备出的样品可以达到厚度可控并且均匀、粉末没有择优取向，样品表面平整而且粉末在基片上附着力强等优点，基本上完全满足X射线粉末衍射对样品的要求，特别是样品的制备过程简单快速。希望能够为相关科研人员广泛采用。
system: [SYSTEM]

user: 4. 悬浮液自然沉积法 悬浮液自然沉积法就是将粒度大小合适并且均匀的粉末与无水乙醇(或石油醚)混合制成悬浮液，使悬浮液在玻璃表面上自然沉积，由于无水乙醇(或石油醚)挥发很快，基本上几分钟之内即挥发完毕，这样在玻璃基片上就形成了厚度均匀的粉末沉积膜。这样形成的粉末薄膜样品基本上没有择优取向，而且膜的厚度可以通过悬浮液浓度调整，完全能够满足X射线衍射的要求。我们以电弧炉熔炼并经退火处理的块状Gd 3 Fe 17 化合物的X射线粉末衍射样品的制备为例，详细说明样品的制备方法。 4.1. 样品研磨 将块状Gd 3 Fe 17 样品破碎均匀并放置在玛瑙研钵中，在无水乙醇(或石油醚)的保护下研磨3 h，研磨时注意尽量保证颗粒的均匀。 4.2. 样品过筛 待研磨过的粉末基本干燥以后分别过200目和360目的筛子，使粉末颗粒大小均匀，之后再将粒度均匀的粉末泡在无水乙醇(或石油醚)中，形成制备样品的粉末悬浮液。 4.3. 自然沉积 将石英片平面向上，放在圆形平底玻璃皿(直径50 mm)底部，将悬浮液倒入玻璃皿中，用吸耳球将溶液吹起搅拌，使悬浮液均匀，静置一分钟左右，粉末颗粒就自然沉积在石英片上了，等待无水乙醇(或石油醚)自然挥发，这个过程一般需要5分钟左右，具体时间与液体量有关。注意等待液体挥发过程中切不可用纸巾等吸干液体，以免液体有横向的流动。粉末样品的厚度可通过调节悬浮液浓度来控制。 4.4. 样品片的电镜测试结果 悬浮液自然沉积法制出的样品表面平整，厚度均匀，且粉末颗粒无择优取向，样品在石英片上附着力较强。图2为样品片的正面电镜照片，从照片上可以看出样品表面的粒子大小均匀，粒度约为8微米左右。图3为样品的测面图。从照片上可以看出样品厚度均匀，大约为11微米左右，基本没有择优取向。完全满足X射线衍射的要求。 图2. 样品的正面电镜照片 图3. 样品侧面电镜照片
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 与常用的X射线粉末衍射样品的制备方法相比，悬浮液自然沉积法制备样品具有突出的优点。即悬浮液自然沉积法制备的X射线粉末衍射样品具有厚度较薄并且均匀、表面平整并且没有择优取向，所需器具简单、制备过程简便快捷等优点，完全能够满足高精度X射线粉末衍射实验的要求，适合于在粉末X射线衍射实验中推广使用。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 子宫内膜异位症(endometriosis)是指有活性的内膜细胞种植在子宫内膜以外的位置而形成的一种女性常见妇科疾病。子宫内膜异位症会导致女性月经紊乱，或女性不孕不育。本文通过整理研究近年发表文献，从专方治疗角度，分析中医对子宫内膜异位症型痛经的认识，中医专方临床与基础研究包括血液流变学、内分泌调节、血管生成抑制、免疫炎症因子、前列腺素、及组织形态学与基因研究，免疫炎性因子研究，前列腺素(PG)研究，组织形态学及基因方面研究，归纳总结子宫内膜异位症型痛经最新研究进展，为临床治疗提供指导。 关键词 :痛经，子宫内膜异位症，临床专方，实验研究 Copyright © 2019 by author(s) 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 子宫内膜异位症(endometriosis， EMT)是子宫内膜组织(腺体或间质)生长在子宫腔被覆内膜和宫体肌层以外的部位，受周期性卵巢激素的影响出现反复出血、增生、炎症 [ 1 ] 。EMT主要症状有痛经、慢性盆腔痛、性交痛、月经失调、不孕等，而痛经表现为继发性、渐进性加重；深部性交痛，特别以月经来潮前疼痛明显 [ 2 ] 。报导指出有盆腔疼痛和不孕症状的育龄期妇女中患有EMT者高达35%~50%，更有48%的青春期EMT患者，表现为焦虑、抑郁等心理障碍 [ 3 ] 。中医药治疗EMT痛经效果明显，绝大多数不会引起如肝功损害、抑制性腺轴、体重增加等副作用。因此从中医专方入手，研究EMT的中医药治疗，有助于理清中医对本病认识的思想脉络。现就中医专方治疗EMT型痛经及临床研究进展分析如下。
system: [SYSTEM]

user: 2. 中医对子宫内膜异位症痛经的认识 子宫内膜异位症一词并无载于中医古文献中，但按症状可归属为月经不调、经行腹痛、不孕、症瘕等范畴 [ 4 ] 。痛经则首见于《金匮要略·妇人杂病脉证并治》“带下经水不利，少腹满痛，经一月再见”。痛经主因为经期冲任气血失调，瘀血阻络，不通则痛，而致痛经。因EMT患者局部异位病灶发生周期性出血或病变，故当先责“离经之血”之不行瘀滞。而血瘀又可与气滞、邪热、湿热、肝郁、寒凝、肾虚等因素相互影响洐生多证 [ 5 ] 。而成因多因患者经期产后房事不节，致使败精浊血相混；又有因人工流产、剖腹产得手术损伤，使冲任及胞宫受伤，瘀血因而留滞；或因外邪侵袭胞宫，寒热湿邪瘀阻不去 [ 6 ] 。近年，子宫内膜异位症痛经基本分为4种类型治疗：1) 气滞血瘀型，主要表现经前下腹两侧胀痛，乳胀，肛坠，经行则下腹疼痛剧烈，拒按，腰骶酸痛，大腿内侧隐痛，经血或少或多，或不孕。治疗多用血府逐瘀汤加减；2) 瘀热互结型，临床症状为行经发热，小腹剧痛，泛恶纳少，大便秘结，腰骶酸胀，经量增多，色黯有块，或不孕，治疗常用大黄牡丹皮汤加减；3) 寒凝血瘀型，经前下腹冷痛，喜暖，大便不实，腰骶酸坠，经期腰腹疼痛加剧，四肢逆冷，经血紫黯伴血块，盆腔内有结节或包块，治疗多选用少腹逐瘀汤加减；4) 肾虚血瘀，经行下腹疼痛，量少不畅，淋漓不净，腰骶酸楚，头晕耳鸣，倦怠乏力，婚久不孕，治疗用归肾丸合失笑散加减。子宫内膜异位症痛经是以月经不调，症瘕，不孕为主要临床表现，属于中医血瘀证。中医学认为“瘀血内阻冲任、胞宫，不通则痛”为其基本病机。而肾阳乃一身阳气之根本，冲任之本在于肾，肾阳虚失于温煦，致冲任胞宫虚寒，气血运行不畅，经血瘀滞不通，不通则痛。胞脉瘀滞日久，阳气无以宣通，又可加重肾阳虚衰，冲任失调而出现月经失调、不孕等证候。因此，在上述四种类型中，以肾虚血瘀为本，治以温肾化瘀为大法，应贯穿于各类型治疗始终。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论与展望 综上所述，中药专方在EMT痛经的临床疗效明显，同时借助现代科技阐明中医专方疗效的基础内涵，其相关临床研究多集中在血液流变学、内分泌学、免疫学、分子生物学、基因学、药理学等学科方面，通过一系列基础研究提供实验数据佐证中医药疗效。中医药治疗EMT痛经具备个体化优势，有兼顾诸症、随症加减，尚可按病患体质、主诉、年龄(青春期、生育期、围绝经期)之不同因人施治 [ 40 ] 。 然而，由于EMT引致的痛经并未有确切的发病机制解释，故制定规范而统一的诊断及治疗标准挑战性大。另外，针对EMT痛经所进行的大样本研究并不足够，有部分名医专方研究缺乏随机对照分组，疗效评价没有统一标准。所以，中医防治EMT痛经的研究需要制定相应客观而受认可的指标与治疗方法，以进行大样本、多中心、前瞻性研究，从而提高中医专方认受性，并有助揭示EMT痛经发病机制。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 当某日冰雹、雷暴、闪电有一种以上出现时，认为该日出现了对流性天气。对流性天气是新疆主要的灾害性天气。利用地面气象观测站每日冰雹、雷暴、闪电记录，计算得到1961~2013年新疆93个气象站对流性天气出现日数序列。新疆对流性天气常出现在5~9月，塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区、喀什地区和克州为多发区。新疆大部分地区5~8月对流性天气出现日数与同期平均气温呈负相关，当气温距平偏高(低)幅度超过0.5℃时，对流性天气出现日数就会偏少(多)；仅在塔城地区、喀什地区5~8月对流性天气出现日数与同期降水量之间呈正相关，这两个地区当降水量距平百分率偏多(少)幅度超过20%时，对流性天气日数就会偏多(少)。 关键词 :对流性天气，出现日数，空间分布，气温，降水量 Copyright © 2019 by author(s) 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 对流性天气是指冰雹、雷暴、闪电等阵性天气，具有突发性强、生命史短、局地性强、灾情重等特点。新疆山脉连绵纵横，形成了有利于对流性天气发生、发展的地势和地形条件。 冰雹是一种强的对流性天气。新疆天山以南的冰雹与地形走势密切相关，在春季和夏季容易发生，且与气温和降水有一定的联系 [ 1 ] [ 2 ] 。冰雹天气出现在特定的天气形势下，常有不稳定能量的释放 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] 。雷暴是指积雨云中发生的雷电交作的激烈放电现象 [ 8 ] ，新疆每年都会出现因雷暴而引发的人员伤亡以及建筑物击毁、电力中断等灾害损失 [ 9 ] 。研究表明中国以及新疆的雷暴天气呈减少趋势且存在周期变化 [ 10 ] - [ 16 ] ，还有学者对雷暴产生的地面强风、潜势预报、云的水成物组成进行了分析 [ 17 ] [ 18 ] [ 19 ] [ 20 ] [ 21 ] 。近年来，迅速扩张的城市下垫面对雷暴的发生产生影响 [ 22 ] ，也有学者开始考虑冬季雷暴天气的变化趋势及其可能的原因 [ 23 ] 。闪电是强对流天气的一种产物，具有高电压，强电磁辐射等特征。基于中国雷电监测定位系统的闪电观测资料，王娟等 [ 24 ] 给出了中国闪电的地理分布特征。目前对降水与闪电的关系开展了一些探索性的研究工作 [ 25 ] [ 26 ] 。 本文对1961~2013年新疆冰雹、雷暴、闪电的地理分布、年变化、日变化及持续时间进行分析，并探讨5~8月对流性天气出现日数与气温、降水的关系，分析结果旨在为对流性天气的预测提供依据。
system: [SYSTEM]

user: 2. 资料和方法 本文采用1961~2013年53年新疆93个地面气象观测站记录的冰雹和雷暴开始与终止时间、闪电日数资料。所选93站中有54站全天记录冰雹(雷暴)事件的起止时间，其余39站白天(08:00~20:00)记录冰雹(雷暴)的起止时间，夜间(20:00~08:00)只记录冰雹(雷暴)是否出现。因而仅对54个气象站进行日变化、持续时间的统计分析。若某日出现了冰雹、雷暴、闪电之中的一种或一种以上，则该日记为一个对流性天气出现日。 将每次冰雹(雷暴)事件的起止时间换算成长度为1440 (24小时 × 60分钟)的时间序列，序列中某分钟冰雹(雷暴)事件出现记为1，不出现记为0。统计某站53年每分钟冰雹(雷暴)出现的累积次数，它与该站54年出现总日数相比得到每分钟出现频率，用出现频率来分析冰雹(雷暴)的日变化特点。根据每次冰雹(雷暴)事件的开始时间和终止时间，计算得到每次的持续时间。以0.1 h为时间间隔单位，计算某站53年冰雹(雷暴)持续时间出现在不同时间间隔的频率。
system: [SYSTEM]

user: 3. 对流性天气的时空分布特征 3.1. 冰雹 新疆冰雹集中出现在天山山脉、帕米尔高原、阿尔泰山和西部界山山区。天山山脉西段的昭苏和巴音布鲁克年平均冰雹日数分别超过15 d和10 d，帕米尔高原上年平均日数5 d~10 d，其它山区年平均日数1 d~3 d (图1)。北疆冰雹集中在5~8月，南疆冰雹集中在5~9月。昭苏、巴音布鲁克、乌恰月降雹日数最多的是6月。阿合奇降雹日数自4月开始逐月增多，到8月达到最多。温泉降雹日数也是逐月增多，到7月达到最多。托里5月最多，其后的3个月降雹机会均等。 图1. 1961~2013新疆年平均冰雹日数 新疆的冰雹多发生于午后至傍晚，热力因素和不稳定条件起到了关键作用。昭苏和巴音布鲁克主要出现在14:00~22:00，16:00~19:00是高峰期；托里、温泉主要出现在13:00~22:00，高峰期托里在13:00~16:00，温泉在17:00~20:00；阿合奇集中在16:00~21:00，高峰期在18:00前后；乌恰集中在16:00~22:00，高峰期在17:00~19:00。在新疆有60%的冰雹持续时间在6 min以内。 3.2. 雷暴 新疆雷暴自天山南脉的喀什西部山区、阿克苏西部山区向北经天山西部山区到天山中部山区为一东西走向的带状高发区，带状高发区在阿合奇、乌什、昭苏、特克斯、巴音布鲁克一线和温泉为年平均日数≥ 50 d的高发中心(图2)。北疆西部塔城地区的托里存在年均日数≥ 30 d的多发中心。新疆雷暴在昭苏出现最为频繁，年均出现83 d，而在南疆盆地、北疆盆地、东疆地区则出现较少，尤其在沙漠南缘的和田地区、巴州南部地区出现最少。新疆雷暴在4~10月出现，集中于6~8月，7月雷暴最为活跃。新疆航空市场在每年的6~10月最为火暴，客货运输量较大，飞行活动最为频繁，因而此期间新疆的雷暴对飞行活动影响较大。 图2. 1961~2013新疆年平均雷暴日数 新疆区域雷暴日变化存在较大的差异，但在一定地域内雷暴的日变化具有相同的趋势。其特征如下：准噶尔盆地西部、北部及东疆地区雷暴13:00~20:00出现较多，高峰期15:00~17:00；北疆沿天山一带的雷暴多出现在18:00~24:00，高峰期21:00~22:00；天山西部、中部和南疆西部山区雷暴14:00~19:00出现较多，高锋期在17:00~18:00。塔里木盆地边缘的西北部、北部、东部、东南部雷暴多发时段较长，从午后16时至次日凌晨05时；塔里木盆地南缘雷暴多出现在17:00~23:00。新疆雷暴的持续时间大部分在1.5 h以内。 3.3. 闪电 新疆闪电在天山南麓从阿克苏地区到巴州，存在一轴向呈东北—西南向与天山山脉走向相近的带状高发区，带状区西部从柯坪到阿克苏至拜城一线为年均闪电日数大于30 d的高发中心(图3)。新疆闪电发生最为频繁的是柯坪站，年均闪电日数达34 d。北疆西部到北疆北部也有一带状高发区，阿拉山口经克拉玛依到福海，高发中心在阿拉山口附近。新疆的闪电年变化曲线分布呈单峰正态形状，闪电出现在3~11月，6~8月为多发期，7月达到峰值。 图3. 1961~2013新疆年平均闪电日数
system: [SYSTEM]

user: 4. 对流性天气与气温和降水的关系 新疆对流性天气西多东少，高发区在塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区和南疆西部山区一线，年平均日数在30 d以上(图4)。昭苏位于全疆之冠，高达87 d，阿合奇、温泉、巴音布鲁克、特克斯、柯坪、乌什、拜城在50 d~62 d。5~9月是对流性天气的多发时段，以盛夏7月最多，6月次之。 图4. 1961~2013新疆年平均对流性天气日数 为了分析对流性天气的气候成因，计算5~8月对流性天气出现日数与同期平均气温、累计降水量之间的相关系数，并进行显著性检验。相关系数的计算和检验表明，新疆大部分地区5~8月对流性天气出现日数与平均气温之间有着显著的负相关关系，这就意味着有利于对流性天气的影响系统出现时温度偏低。 图5给出相关系数显著的塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区、喀什地区，区域平均对流性天气日数距平和气温距平的年际变化。由图可见，1961年以来对流性天气日数明显减少，塔城地区每10 a减少3.5 d，博州5.5 d，伊犁河谷4.7 d，阿克苏地区2.9 d，喀什地区1.5 d，以1995年为分水岭，之前明显偏多，之后偏少。在1960年代至1970年代中期对流性天气日数与气温有着明显相反的变化趋势，1976年到1996年相反的变化趋势不明显，1997年之后再度表现出明显的相反变化趋势。 塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区、喀什地区对流性天气平均日数分别为26、34、37、28、19 d。当气温距平≥ 0.5℃时，塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区、喀什地区对流性天气日数为负距平的正确率分别为79%、87%、79%、87%、80%，对流性天气日数的平均负距平分别为−3、−5、−6、−5、−5 d；当气温距平≤ −0.5℃时，塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区、喀什地区对流性天气日数为正距平的正确率分别为81%、67%、78%、80%、86%，对流性天气日数的平均正距平分别为6、7、5、5、5 d。这表明在多数情况下，当气温距平偏高(低)幅度超过0.5℃时，对流性天气日数就会偏少(多)。这为对流性天气日数偏多偏少的预测提供了一种技术手段。 而5~8月对流性天气出现日数与降水量之间只在塔城地区、喀什地区有着显著的正相关关系，这就意味着在这些地区，5~8月的降水主要来自对流性天气。图6给出塔城地区、喀什地区区域平均对流性天气日数距平和降水量距平百分率的年际变化。在塔城地区以1986年为界，之前对流性天气日数与降水量的变化趋势一致性较差，之后一致性较好。喀什地区在1960年代至1980年代对流性天气日数与降水量有着一致的变化趋势，1995之后变化趋势的一致性欠佳。 图5. 1961~2013年5~8月对流性天气日数距平和气温距平的年际变化 图6. 1961~2013年5~8月对流性天气日数距平和降水量距平百分率的年际变化 当降水量距平百分率≥ 20%时，塔城和喀什地区对流性天气日数为正距平的正确率分别为77%、90%，对流性天气日数正距平分别为4、5 d；当降水量距平百分率≤−20%时，塔城和喀什地区对流性天气日数为负距平的正确率分别为72%、85%，对流性天气日数负距平分别为−3、−3 d。塔城和喀什地区在多数情况下，当降水量距平百分率偏多(少)幅度超过20%时，对流性天气日数就会偏多(少)。这一结果也可作为预测对流性天气出现日数偏多偏少的一种依据。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 新疆冰雹集中出现在天山山脉、帕米尔高原、阿尔泰山和西部界山山区，昭苏和巴音布鲁克年平均冰雹日数分别超过15 d和10 d。冰雹集中在5~9月，多发生于午后至傍晚的14:00~22:00，16:00~19:00是高峰期，有60%的冰雹持续时间在6 min以内。新疆雷暴自天山南脉的喀什西部山区、阿克苏西部山区向北经天山西部山区到天山中部山区为一东西走向的年平均日数≥ 50 d的带状高发区。雷暴集中于6~8月，午后至傍晚的14:00~19:00出现较多，高锋期在17:00~18:00。雷暴的持续时间大部分在1.5 h以内。新疆闪电在天山南麓从阿克苏地区到巴州，存在一轴向呈东北–西南向与天山山脉走向相近的带状高发区，闪电6~8月为多发期。 新疆对流性天气西多东少，高发区在塔城地区、博州、伊犁河谷、阿克苏地区和南疆西部山区一线，年平均日数在30 d以上。5~9月是对流性天气的多发时段。5~8月新疆大部分地区对流性天气日数与平均气温之间有着显著的负相关关系，在多数情况下当气温距平偏高(低)幅度超过0.5℃时，对流性天气日数就会偏少(多)。而5~8月对流性天气日数与降水量之间只在塔城地区、喀什地区有着显著的正相关关系，在多数情况下当降水量距平百分率偏多(少)幅度超过20%时，对流性天气日数就会偏多(少)。对流性天气多发区气温和降水可作为预测对流性天气日数出现多寡的一种依据。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 本研究以华南师范大学为例探讨了在就业压力视角下大学生学术诚信的影响机制。被试样本覆盖华南师范大学各个专业和年级共215名本科在校大学生，并采用以下四个量表收集数据：大学生就业压力问卷、学术动机问卷、大学生学术诚信问卷、大学生诚信水平问卷。结果表明，第一，通过建立结构方程模型，就业压力对外部学术动机、学术不诚信具有正向预测作用，存在以就业压力为自变量，学术诚信为因变量，以学术动机为中介变量的中介模型。第二，进一步建立更复杂的结构方程模型，结果表明，个人诚信水平在以就业压力为自变量，学术诚信为因变量，以学术动机为中介变量的中介模型中的调节作用不显著。最后根据本研究的结果，为提升大学生的学术诚信水平，分别从就业环境视角以及大学生个人诚信角度分别提出建议。 关键词 :就业压力，学术动机，学术诚信，个人诚信水平，中介作用，调节作用 Copyright © 2019 by author(s) 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: 2. 研究方法 (一) 研究对象 本研究被试主要为华南师范大学的学生，还有小部分其他高校的大学生。通过问卷星网络发布问卷，采用随机抽样，共回收问卷215份，其中有效问卷200份，有效率93.0%。回收的问卷用SPSS 22.0进行数据处理和分析。其中男生46人，占总人数比例为23.0%，女生154人(占总人数比例为77.0%)。样本的年级组成主要为大一至大三学生，占总人数比例88.5%，大四学生占总人数比例11.5% (见表1)。 Table 1 Sample basic 项目 选项 百分比(%) 性别 男 23.0 女 77.0 年级 大一 23.0 大二 22.0 大三 43.5 大四 11.5 表1. 样本基本情况 (二) 研究工具 1) 大学生就业压力问卷 本次问卷采用陈宇红编制的《大学生就业压力问卷》，该问卷共分为6个维度，分别是职业素质评价、就业竞争环境、自我认识与定位、就业心理预期、缺少求职帮助和专业供求矛盾。采取里克特5点计分(“无压力”记1分，“压力很大”记5分)，要求被试根据自己的实际情况作答，计分时将所有项目进行累加，得分越高表明其感受到的就业压力越大。本问卷及其各维度的Cronbach’s α系数都在0.70以上，符合心理测量学的要求，信度良好，具有较高的稳定性，并适用于一般人群的研究。 2) 学术动机问卷 采用台湾政治大学教育所彭月茵和叶玉珠编制的《学术动机量表》，该量表共有20个项目采取李克特5点计分(1表示“完全不符合”，5表示“完全符合”)，要求被试根据自己对于进行学术活动的动机的实际情况作答，得分越高表示被试对学术活动的内在动机越强，最后一题得分越高则表示被试对学术活动的外在动机越强，在本研究中，该量表的Cronbach’s α系数为0.93。 3) 学术诚信问卷 采用浙江师范大学编制的学术诚信问卷，该问卷分为多选题、排序题、单选题，要求被试根据自己在校的真实情况作答。对排序题及多选题按比例进行单独分析，单选题进行计分，得分越高说明学术诚信度越高。在本研究中，该问卷的Cronbach’s系数为0.66。 4) 大学生诚信水平问卷 采用桂亚莉(2004)编制的大学生诚信水平问卷，该问卷采取李克特5点计分(1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”)，分为包含“诚实”、“无欺”两个维度的诚实分问卷和“信任”、“重诺”、“守信”和“信用”四个维度的守信分问卷。要求被试根据自己对题项的赞成度作答，得分越高表示被试的诚信度也相应越高，反之则越低。该量表的Cronbach’s α系数为0.88。 (三) 统计方法 使用SPSS22.0和mplus7.4进行描述统计和模型检验。