DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 研究区概况与数据来源 2.1. 研究区概况 呈贡大学城坐落贡新城雨花片区，位于吴家营、朗家营、缪家营自然村地界内，于2005年12月28日奠基，总占地24617亩，距离昆明市区约24公里。目前，已有云南大学、云南民族大学、昆明理工大学、云南师范大学及云南交通职业技术学院等九所高校入驻大学城，形成以产、学、研为主的科技文化城市功能区 [ 7 ]。 2.2. 数据来源 在收集、梳理和归纳大量相关文献的基础上，结合本研究区的实际情况，按照问卷设计原则初步设计调查问卷。为验证调查问卷设计的有效性，通过预调查，对问卷存在的问题进行讨论并适当调整。调查问卷的第一部分为人口基本信息，包括性别、年龄、教育程度、家庭所在省份、月基本生活费、出行费用来源等；第二部分为大学生出行交通方式影响研究。此次调查共收到197份调查问卷，有效问卷为168份，有效率为85.3%。
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user: 3. 数据分析 对家庭所在省份、性别、年龄、教育程度、月基本生活费这几个方面进行数据分析，由表1可知。 Table 1 Respondents’ socioeconomic characteristics statistic 家庭所在省份 人数/比例 云南省省内 96/57.1% 省外 72/42.9% 性别人数/比例 男94/55.95% 女74/44.05% 年龄 人数/比例 18岁以下 18~24岁 24岁以上 1/0.6% 160/95.2% 7/4.2% 受教育程度 人数/比例 大专 本科 研究生 35/20.8% 111/66.1% 22/13.1% 月基本生活费 人数/比例 1000元以内 1001~2000元 2001~3000元 3000元以上 49/29.2% 104/61.9% 13/7.7% 2/1.2% 表1. 受访者社会经济特征统计表 在收集、梳理和归纳大量相关文献的基础上，结合本研究区的实际情况，按照问卷设计原则初步设计了调查问卷。为验证调查问卷的有效性，通过预调查，对问卷存在的问题进行讨论并适当调整。调查问卷的第一部分为人口基本信息，包括性别、年龄、教育程度、家庭所在省份、月基本生活费、出行费用来源等；第二部分为高铁建成后影响大学生交通出行方式的选择。此次调查共收到197份调查问卷，有效问卷为168份，有效率为85.3%。 (1) 家庭所在省份 有效调查样本中家庭所在地在云南省的人数为96人，占有效样本总数的57.1%；外省的人数72人，占有效样本总数42.9%。 (2) 性别 有效调查样本中，男性94人，占55.95%，女性74人，占44.05%。整体来说，女性所占比例略高于男性。 (3) 年龄 由于以大学生群体为研究对象，所以年龄数据的差距不大，其中18~24岁这一年龄层所占比例是最大的，具有一定代表性，符合统计学计数要求。 (4) 教育程度 有效调查样本中本科生的占比最大，而专科与研究生的人数相差不大，符合研究区的实际情况。 (5) 月基本生活费 有效调查样本中月基本生活费处于中等水平的占多数，低水平次之，高水平的则相对较少，总体来看，月生活基本费用越高，样本数越少，样本呈不标准正态分布状。 对出行费用来源、通常出行方式这两个方面进行数据分析，由图1、图2可知。 图1. 受访者出行费用来源比例图 图2. 受访者通常出行方式比例图 (6) 出行费用来源 问卷调查中，把受访者的出行费用来源分为父母或亲人、自己工作所得、出差公费和其他。调查结果显示，大学生出行费用源自其父母或亲人的样本人数，共计99人，占有效样本总数的58.8%；其次为其他，共计31人，占有效样本总数18.2%；费用来源为自己工作所得及出差公费的人数分别为26人和12人，占有效样本总数的15.7%与7.3%。 (7) 通常出行方式 将受访者的通常出行方式分为两种：独自出行、与他人结伴出行。调查结果所示，大学生的通常出行方式多为与他人结伴出行，共计109人，占有效样本总数的64.9%；独自出行的人数为59人，占有效样本总数的35.1%。 综上所述，可得出此次抽样调查的大学生主要具有以下特征：以18岁~24岁年龄段为主；教育程度主要以本科为主；多为云南本地人；月基本生活费水平主要集中在1001~3000元之间；出行费用主要来自于父母与亲人；出行方式以结伴出行为主。
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user: 5. 结论 高速铁路运输是一种新型的交通运输方式，对我国交通运输结构有着重大影响，促进了交通业转型 [ 10 ]。近年来，我国高速铁路发展迅速，使得旅游交通的格局发生了根本性改变，我国的旅游市场将会迎接高铁时代带来的机遇和挑战，旅游者在高铁运营之后对交通出行方式的选择行为也会随之产生变化。 本文通过文献分析法对国内外学者有关高铁旅游和交通出行方式的研究成果进行梳理、归纳与总结，结合实际调研，采用问卷调查法和统计分析法，对昆明市呈贡大学城的大学生交通出行方式影响研究进行了调研，得出以下结论： (1) 高铁在短、中途出行中优势显著；在长途出行中也具有一定的优势 通过对大学生的心理感知出行距离的影响研究，得出在短途、中途出行距离计划中，选择高铁的人数最多；在长途出行时，虽然选择民航出行的大学生比高铁要多，但选择高铁的人数也仅次于飞机，因此在长途出行交通方式选择时，高铁也影响着大学生的出行交通方式的决策，这说明高铁在大学生长途出行交通方式中也具有一定的竞争力。 (2) 八大因素影响下，大学生选择的交通出行方式不同 通过对大学生交通方式的影响研究可知，高铁在可达性和经济性这两大因素上没有明显优势，但在这六大影响因素即安全性、便捷性、快速性、舒适性、准时性、个人习惯影响下，大学生皆趋向于选择高铁出行。 (3) 高铁建成后，大学生群体对不同出游影响因素重视程度迥然 通过从性别、家庭所在地、出行方式、教育程度、月基本生活费五个变量对大学生出游影响因素进行检验，可得知：高铁建成后，大学生群体对不同出游影响因素重视程度迥然。具体表现在：与男性相比，女性更注重对可达性因素的考虑；与云南省外大学生相比，云南省省内的大学生更注重安全性因素。
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user: 摘 要 本文以淮安市两所中学的高二学生作为研究对象，以数学学习的自我效能感与成就目标定向作为研究内容，通过问卷调查的方法获得研究数据。对数据的统计分析表明：不同学校学生数学学习的自我效能感有显著差异，而数学学习的成就目标定向无显著差异；男生的数学学习的自我效能感优于女生，而数学学习的成就目标定向方面男生与女生无显著差异；父母的受教育程度无论是对数学学习的自我效能感还是对成就目标定向都无显著影响；数学学习的自我效能感与成就目标定向有关。 关键词 :数学学习，自我效能感，成就目标定向，实证研究 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/
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user: 1. 引言 美国著名心理学家班杜拉(Bandura) [ 1 ] 在1977年提出了自我效能感这个概念。他认为自我效能感是人类动因的中心机制，是人们行动的重要基础。自我效能感通过影响个体的认知过程、动机过程、情感过程和选择过程而调节人类活动 [ 2 ]。 Dweck的成就目标理论认为，学生所追求的成就目标主要包括两类：掌握目标定向和成绩目标定向，采用不同的成就目标定向会对任务的绩效产生影响 [ 3 ]。如果个体以掌握知识作为自己的目标，那么学习过程中体会到的积极情绪也更多，学习效果会更好。而以获得优异成绩为目标的个体，更多的采用外在标准去评价自己的成功，比如取得好的成绩或是获得他人的认同或赞赏等 [ 4 ]。 《普通高中数学课程标准(实验)》提出了数学教学中的三维目标：知识与技能；过程与方法；情感、态度、价值观。要求“提高学习数学的兴趣，树立学好数学的信心，形成锲而不舍的钻研精神和科学态度” [ 5 ]。其中的情感、态度、价值观属于非智力因素的范畴。非智力因素包括的范围比较广，对高中生而言，自我效能感与成就目标定向是制约学生学业成绩的两种非常重要的非智力因素，必然也是制约学生数学成绩的非常重要的非智力因素。 众多学者对自我效能感及成就目标定向进行了研究。例如蒋舒阳，刘儒德等研究了高中生数学能力实体观对数学学习投入的影响，主要考虑的是学业自我效能感和消极学业情绪的中介作用，研究认为高中生的数学能力实体观不仅可以直接预测数学学习投入，也可分别经由学业自我效能感、厌倦的中介作用、以及二者的链式中介作用影响数学学习投入 [ 6 ]；陶曙红，龙成志等研究了成就动机、自我效能感与自主学习绩效的关系，研究结果揭示了自主学习行为的内在心理机制：自我效能感是自主学习的近端心理机制，而成就动机是远端心理机制 [ 7 ]；邱慧燕，胡佳慧对中学生成就目标定向、学业情绪与学业倦怠进行了相关研究，认为中学生成就目标定向的各维度以及学业情绪中的消极低唤醒维度和积极情绪总分对中学生学业倦怠有显著的预测作用 [ 8 ]；洪伟，刘儒德等研究了成就目标定向与小学生数学学习投入的关系，关注的是学业拖延和数学焦虑的中介作用，认为成就目标定向不仅能直接预测，还能通过学业拖延和数学焦虑的多重中介作用，来间接预测小学生数学学习投入 [ 9 ]。 众所周知，在同一个市、区，学校不同生源情况也不尽相同，同一所学校，学生的家庭成员的学历背景也不尽相同，这就涉及到一些问题：不同学校学生的自我效能感与成就目标定向是否有差异？家庭成员的受教育程度对学生的自我效能感与成就目标定向的形成是否有影响？学生的自我效能感与成就目标定向之间是否有关系？虽然有大量文献研究了相关的议题，但是如果具体到某个学科，情况又如何？这些都应该是教育工作应该关心的问题。 本文以淮安市两所生源不同学校的学生为例，关注学生数学学科的自我效能感与成就目标定向。通过抽样调查的方法，对得到的数据进行处理，以期回答以上的问题，为从事中学教育教学的一线工作者提供一定的数据支撑。
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user: 2. 研究对象与方法 2.1. 量表的编制 参照边玉芳博士的《学习自我效能感量表》 [ 10 ]、倪颍丽《数学学习自我效能感调查问卷》 [ 11 ]、刘惠军博士的《四分成就目标量表》 [ 12 ]，结合高中数学学科特点，编制了《数学学习自我效能感量表》与《数学学习成就目标定向量表》。 量表的结构如下：每个量表分为两大部分，第一部分为被试学生及家庭的基本情况，关注的是学生父母的学历与学生的性别；第二部分为五点李克特量表，每个量表都有29个变量，且都是单选题。两个量表中的变量都是对数学学习的实际情况的描述，分别测量自我效能感与成就目标定向，无反向问题。量表中每个变量的取值为1~5，不同数值代表的意义如下：数值1表示“完全不符合”；数值2表示“基本不符合”；数值3表示“说不清”；数值4表示“基本符合”；数值5表示“完全符合”。《数学学习自我效能感量表》的部分原始调查数据见附录1，《数学学习成就目标定向量表》的部分原始调查数据见附录2。其中，bj、bj、bbxl、mmxl与xb分别表示“编号”、“班级”、“爸爸学历(0：小学，1：初中，2：高中(中专)，3：大专，4：本科，5：硕士，6：博士)”、“妈妈学历(0：小学，1：初中，2：高中(中专)，3：大专，4：本科，5：硕士，6：博士)”与“性别(0：女，1：男)”，为被测对象及家庭的基本情况；q 1 ~q 29 分别表示29个施测变量； score = 1 29 ∑ k = 1 29 q k ，表示29个观测值的平均值。 两份量表的Cronbach α信度分别为0.936与0.883，效度分别为0.897与0.842。 2.2. 研究对象 本次的研究对象为淮安市淮州中学(school 1)与淮安市淮阴中学(school 2)的高二年级的学生，包含了文科班与理科班。每所学校两类问卷各发放200份，《数学学习自我效能感量表》共回收368份，《数学学习成就目标定向量表》共回收268份。 2.3. 数据的预处理 根据量表调查得到的数据，计算得到每个个案的平均得分(score)，以此为依据作为进一步数据分析的基础。本文所使用软件为SPSS19.0。在下文的数据分析中凡涉及显著性检验的部分，约定取显著性水平为0.05。
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user: 3. 数学学习的自我效能感的实证研究 3.1. 数学学习的自我效能感的比较研究 表1给出了两所学校的学生的自我效能感样本的Kolmogorov-Smirnov检验的结果。该表中的“渐近显著性(双侧)”的p值表明两个样本皆来自正态总体，可以进行两独立样本t检验。 Table 1 One-sample Kolmogorov-Smirnov tes School Score 1 Kolmogorov-Smirnov Z 0.729 渐近显著性(双侧) 0.662 2 Kolmogorov-Smirnov Z 0.481 渐近显著性(双侧) 0.975 表1. 单样本Kolmogorov-Smirnov检验 表2表明，在给定显著性水平为0.05的条件下，由于方差同质性检验的p值0.956大于0.05，因此认为两个总体的方差无显著差异，t检验的p值远远小于0.05，因此认为两个总体的均值有显著差异，即两所学校的高二学生数学学习的自我效能感有显著差异。统计数据表明学校1的均值为3.24656，而学校2的均值为3.47507，学校2要优于学校1。 Table 2 T-test of two independent sample F Sig. t df Sig. (双侧) Score 假设方差相等 0.003 0.956 −4.061 366 0.000 假设方差不相等 −4.069 364.761 0.000 表2. 两独立样本t检验 3.2. 数学学习的自我效能感与家长受教育程度关系的统计分析 家庭教育是学生教育的一个重要的方面，父母的行为对孩子会产生潜移默化的影响。本节考虑学生父母的教育程度对自我效能感的影响。将父母的受教育程度分为小学、初中、高中(中专)、大专、本科、硕士及博士六个水平。将父母的受教育程度作为影响学生自我效能感的一个因素，进行单因素方差分析，结果如表3、表4。 Table 3 One-way ANOVA of the relationship between the self-efficacy of mathematics learning and the education level of fathe School 平方和 df 均方 F 显著性 1 组间 3.185 6 0.531 1.683 0.127 组内 58.680 186 0.315 总数 61.865 192 2 组间 1.997 6 0.333 1.124 0.351 组内 49.765 168 0.296 总数 51.762 174 表3. 数学学习的自我效能感与爸爸受教育程度关系的ANOVA Table 4 One-way ANOVA of the relationship between the self-efficacy of mathematics learning and the education level of mothe School 平方和 df 均方 F 显著性 1 组间 1.726 5 0.345 1.073 0.377 组内 60.139 187 0.322 总数 61.865 192 2 组间 0.171 6 0.028 0.093 0.997 组内 51.591 168 0.307 总数 51.762 174 表4. 数学学习的自我效能感与妈妈受教育程度关系的ANOVA 取定显著性水平为0.05，显然表3中的p值0.127与0.351以及表4中的p值0.377与0.997都大于0.05，因此，六个水平对应的总体的均值没有显著差异，认为学生数学学习的自我效能感与父母的受教育程度没有必然联系。
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user: 4. 数学学习的成就目标定向的实证研究 4.1. 数学学习的成就目标定向的比较研究 表5给出了两所学校学生的数学学习的成就目标定向的独立样本t检验的结果。由于方差方程的Levene检验的p值0.878大于0.05，因此认为两总体方差是同质的。又由于t检验的p值0.357大于显著性水平0.05，因此认为两总体均值无显著差异，即两所学校的学生的数学学习的成就目标定向无显著差异。 Table 5 T-test of two independent sample F Sig. t df Sig. (双侧) Score 假设方差相等 0.024 0.878 0.923 266 0.357 假设方差不相等 0.883 119.246 0.379 表5. 两独立样本t检验 4.2. 数学学习的成就目标定向与父母受教育程度关系的统计分析 与3.2节类似，将父母的受教育程度作为影响学生成就目标定向的一个因素，进行单因素六水平的方差分析，分析的结果见表6、表7。两表中方差分析的p值都大于显著性水平0.05，表明学生的数学学习的成就目标定向与父母的受教育程度没有必然联系。 Table 6 One-way ANOVA of the relationship between the achievement goal orientation of mathematics learning and the education level of fathe School 平方和 df 均方 F 显著性 1 组间 2.054 6 0.342 1.133 0.345 组内 56.798 188 0.302 总数 58.852 194 2 组间 3.597 6 0.600 1.735 0.127 组内 22.811 66 0.346 总数 26.408 72 表6. 数学学习的成就目标定向与爸爸受教育程度关系的ANOVA Table 7 One-way ANOVA of the relationship between the achievement goal orientation of mathematics learning and the education level of mothe School 平方和 df 均方 F 显著性 1 组间 2.105 5 0.421 1.402 0.225 组内 56.746 189 0.300 总数 58.852 194 2 组间 3.536 6 0.589 1.700 0.135 组内 22.873 66 0.347 总数 26.408 72 表7. 数学学习的成就目标定向与妈妈受教育程度关系的ANOVA
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user: 5. 性别与数学学习的自我效能感、成就目标定向之间关系研究 5.1. 性别与数学学习的自我效能感之间的关系 表8中的两独立样本同质性检验的p值0.062大于显著性水平0.05，因此认为与性别对应的两总体的方差无显著差异。又由于t检验的p值0.011小于显著性水平0.05，因此认为两总体的均值有显著差异，即性别对数学学习的自我效能感的形成有显著影响。同时，表9表明男生总体的自我效能感的观测值大于女生总体的自我效能感的观测值。 Table 8 T-test of two independent sample F Sig. t df Sig. (双侧) Score 假设方差相等 3.495 0.062 −2.561 366 0.011 假设方差不相等 −2.504 299.810 0.013 表8. 两独立样本t检验 Table 9 Group statistic 性别 N 均值 标准差 均值的标准误 Score 女 215 3.292382 0.5259534 0.0358697 男 153 3.443543 0.6004600 0.0485443 表9. 组统计量 5.2. 性别与数学学习的成就目标定向之间的关系 表10表明，与性别对应的两总体的方差无显著性差异，而t检验的p值0.382表明两总体的均值无显著性差异，即性别对数学学习的自我目标定向的形成无显著影响。 Table 1 0 T-test of two independent sample F Sig. t df Sig. (双侧) Score 假设方差相等 0.053 0.819 −0.876 266 0.382 假设方差不相等 −0.879 261.277 0.380 表10. 两独立样本t检验
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user: 6. 自我效能感与成就目标定向关系的实证研究 根据经验Sturges提出的经验公式将两所学校的自我效能感及成就目标定向的观测数据分别分为八组。以分组后的数据分别作为行变量与列变量进行交叉列联表分析，同时做独立性的卡方检验，结果见表11。由于检验过程中期望频数小于5的单元格数为75%，大于20%，因此，转而使用Fisher精确检验。检验的p值接近0，因此认为行变量与列变量不是独立的。即数学学习的自我效能感与成就目标定向之间有某种统计关系存在。 Table 1 1 Chi-square test 值 df 渐进Sig. (双侧) 精确Sig. (双侧) Pearson卡方 57.225 49 0.196 似然比 65.775 49 0.055 Fisher的精确检验 0.000 0.000 线性和线性组合 0.393 1 0.530 有效案例中的N 268 表11. 卡方检验
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user: 7. 结论 根据以上的分析可以得到如下结论：不同学校学生数学学习的自我效能感有显著差异，而数学学习的成就目标定向无显著差异；男生的数学学习的自我效能感优于女生，而数学学习的成就目标定向方面男生与女生无显著差异；父母的受教育程度无论是对数学学习的自我效能感还是对成就目标定向都无显著影响；数学学习的自我效能感与成就目标定向有关。
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user: 摘 要 直流电缆在运行过程中，直流电缆及附件组成的复合绝缘界面处易积聚空间电荷。电缆负载运行引起绝缘层形成内高外低的温度梯度，温度梯度的存在会影响双层介质空间电荷行为特性。为此，研究了电缆主绝缘交联聚乙烯(Cross-linked Polyethylene， XLPE)和附件应力锥绝缘硅橡胶(Silicone Rubber， SR)组成的双层介质平板试样在不同直流电场和不同温度梯度下的空间电荷特性，基于Maxwell-Wagner极化模型模拟了温度梯度下双层介质内部空间电荷和电场分布。结果表明：界面电荷极性与SR侧电极处的电荷极性相同，且随着温度梯度的增加，界面处积聚电荷增多，XLPE侧电荷增加，SR侧电荷减少，同时SR介质内部电场逐渐削弱，界面处电场畸变更加严重，双层介质内部电场强度最大值出现在XLPE下电极界面处；基于M-W极化模型可以有效表征温度梯度场下直流低电场作用的双层介质内部空间电荷特性。 关键词 :直流电缆，电缆附件，空间电荷，界面，温度梯度，M-W极化模型 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/
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user: 1. 引言 目前高压直流输电技术的快速发展对直流电缆附件性能提出了更高要求，高压直流电缆及附件的发展起步较晚，电缆及附件的发展已经成为我国高压直流输电系统中的关键环节 [ 1 ]。高压直流电缆系统内部存在电缆主绝缘与附件绝缘所构成的界面结构。绝缘交界面处容易导致电荷的局部积聚，成为直流输电系统的绝缘薄弱环节和出现故障的典型部位 [ 2 ]。直流电缆及附件的空间电荷效应容易造成内部电场畸变，加速绝缘老化，甚至引起绝缘击穿 [ 3 ] [ 4 ]。直流电缆在运行时的温升效应导致绝缘内部温度由内向外呈现梯度分布，即绝缘层内部的温度梯度效应，直接影响绝缘内部空间电荷积聚和电场分布 [ 5 ]。 当前已有研究表明空间电荷是导致电介质劣化的重要因素之一 [ 6 ]。直流电压下的空间电荷效应严重影响直流电缆及附件绝缘的发展，直接影响电缆运行的可靠性。近年来已有国内外学者开展直流电压下空间电荷特性的研究，但目前的研究大部分针对单层介质中空间电荷的分布特性 [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]，对双层绝缘介质中界面电荷的研究较少 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]，尤其在直流电压作用下考虑温度梯度效应的影响。国内外虽已有学者开展温度对界面电荷分布特性影响的研究，但温度均设置为单一温度 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ]，无法直接等效绝缘层内部温度梯度效应，温度梯度效应对直流电缆及附件绝缘界面空间电荷特性及电场畸变特性的研究非常有限，双层介质内部空间电荷和电场分布的影响规律和作用机理仍需详细研究。 本文以XLPE和SR组成的双层介质为研究对象，基于PEA空间电荷测量系统，研究了外施直流电场作用不同温度梯度作用下双层绝缘介质中空间电荷分布特性，并基于M-W极化模型，利用有限元仿真软件模拟了温度梯度场下界面电荷和电场分布情况，研究了温度梯度效应对界面电荷和电场畸变的影响，为直流电缆及附件绝缘设计提供了理论和应用价值。
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user: 2. 温度梯度下双层介质的界面空间电荷实验测量 2.1. 空间电荷实验测量平台 在众多空间电荷无损测量方法中，20世纪80年代日本学者T. Takada发明电声脉冲(PEA)法并于90年代逐渐发展成熟，该方法成为国际上应用最为广泛的空间电荷测量方法之一 [ 16 ]。本实验所采用测量系统为本实验室开发的基于PEA原理的可实现温度梯度调节的实验测量平台，该实验测量平台在传统的空间电荷测量装置的基础上，添加了如图1所示的上下电极循环油浴系统以实现不同温度梯度的功能。测量系统主要由直流高压电源、高压脉冲源、测量电极系统、高/低温恒温循环浴、示波器等部分组成。上电极采用铜电极，下电极采用铝电极，上下电极处的温度均采用循环油浴进行调节，上电极为高温侧，下电极为低温侧。 图1. 可实现温度梯度的PEA示意图 2.2. 试样的制备 交联聚乙烯试样：交联聚乙烯粒料为北欧化工生产的进口直流电缆绝缘所用的原料，放在平板硫化机中，先在140℃，15 MPa压力下预交联10 min，再在180℃，15 MPa下交联15 min得到交联好的试样，最后放入真空干燥箱中静置48 h。尺寸为13 cm *13 cm *0.22 mm。硅橡胶试样：硅橡胶料使用青岛汉缆公司提供的液体硅橡胶A、B两组份，等比例混合均匀后，经过脱气后，用110℃的平板硫化机热压5 min，最后在入真空干燥箱中静置48 h。尺寸为13 cm *13 cm *0.3 mm。将两种试样都裁剪为4 cm *4 cm大小的尺寸，并用高真空硅脂使两层试样紧密地粘合在一起，得到测量所需要的双层介质试样。 2.3. 实验结果 将制备好的试样放置在如图1所示的空间电荷测量装置，调节直流电压使试样内直流平均电场强度为5 kV/mm和8 kV/mm。下电极设置循环油浴温度为25℃(与室温相同)，改变上电极循环油浴温度，以实现双层介质试样两侧的温差。 如图2所示为温度梯度为0℃、20℃和40℃作用的XLPE和SR组成的双层介质在直流电场5 kV/mm和8 kV/mm下加压1 h时体内和界面空间电荷分布。图2可以明显的看出随温度梯度的增加，下电极XLPE侧和界面电荷量都有所增加，而上电极SR侧的空间电荷量则有所减少，XLPE/SR界面电荷极性与SR侧的电荷极性相同，且随外施直流电场的增加，上述现象愈加明显。 图2. 不同温度梯度作用下外施直流电场5 kV/mm和8 kV/mm时双层介质的空间电荷特性。(a) 5 kV/mm直流电场；(b) 8 kV/mm直流电场
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user: 3. 直流电导率的测量 本文基于M-W极化模型模拟双层介质内部空间电荷分布特性，需采用如公式(1)所示的电导率模型，基于图3所示的三电极系统测量XLPE和SR试样的电导率，分别完成电导率模型的拟合。测量系统由高压直流电源、静电计、测量电极系统、屏蔽箱组成。外加直流电压为1~10 kV，测量温度范围为25℃~65℃，测量电极直径为30 mm，记录加压20 min后的传导电流值，根据已知条件计算可得测试试样的电导率值。 图3. 电导率测量系统 聚合物固体介质的电导率公式可由公式(1)表示 [ 17 ]， ε B ⋅ E B − ε A ⋅ E A = ρ (1) 其中A和B为常数，φ为热活化能，单位为eV，k为玻尔兹曼常数，T为温度，E为电场强度。 图4. XLPE的电导率在不同温度下随电场的变化 图5. SR的电导率在不同温度下随电场的变化 将不同直流电场和不同温度下的电导率测量值代入公式(1)，得到表1所示的XLPE和SR电导率模型参数，从而可以拟合出图4、图5中两种介质电导率的变化情况。 Table 1 XLPE and SR conductivity model parameter 参数 XLPE SR A (A/m 2 ) 3.68 3.02 B (m/V) 1.15 × 10 −7 0.6 × 10 −7 φ (eV) 0.92 0.38 表1. XLPE和SR电导率模型参数
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user: 5. 结论 本文基于PEA空间电荷测量系统，研究了5 kV/mm、8 kV/mm外施直流电场和0℃、20℃和40℃温度梯度场作用下XLPE/SR双层介质中空间电荷分布特性，并基于M-W极化模型模拟了相同电场和温度梯度条件下的XLPE/SR双层介质中空间电荷和电场分布情况，对比仿真和实验结果研究了温度梯度效应对界面电荷和电场畸变的影响规律，得出以下结论： 1) XLPE/SR双层介质中界面电荷极性与SR侧电荷极性相同，且双层介质中空间电荷积聚明显受温度梯度影响，随着温度梯度的增加，造成了XLPE侧和界面处更多空间电荷的积聚，而减少了SR侧空间电荷的积聚。 2) 基于M-W极化模型可较为准确地模拟出温度梯度场下直流低电场作用的双层介质内部空间电荷和电场分布，并可成功预测出界面电荷极性。 3) 双层介质中电场分布明显受温度梯度影响，温度梯度越高，SR介质内部电场逐渐削弱，界面处电场强度增加，电场畸变更加严重，双层介质内部电场强度最大值出现在XLPE下电极界面处。
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user: 摘 要 角膜上皮干细胞具有更新修复角膜上皮的重要功能，其定位于角膜缘受到广泛认可，但有越来越多的研究表明，不管是通过特异性标识物定位还是功能定位，都无法证实角膜上皮干细胞仅位于角膜缘，角膜缘干细胞在角膜上皮更新修复方面起到的作用有限。本文通过对角膜上皮干细胞研究的不同观点和证据的阐述，对近年来有关角膜上皮干细胞的功能定位及其与眼表疾病的关系研究作一综述。 关键词 :角膜上皮干细胞，角膜缘干细胞，眼表疾病，角膜缘干细胞功能障碍 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/
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user: 1. 引言 1971年Davanger首次提出角膜缘干细胞的概念，认为角膜缘部位存在干细胞，可发挥上皮细胞更新及损伤修复的作用，是维持角膜透明无血管的重要原因。随着对角膜缘干细胞功能的认识加深，临床上通常将各种原因导致的眼表疾病的终末阶段统称为角膜缘干细胞功能障碍(Limbal Stem Cell Deficiency， LSCD) [ 1 ]，认为其发病机制是角膜缘上皮基底层的干细胞缺失或受损所引起。但是，近年来有研究认为，角膜上皮干细胞并非只存在于角膜缘部位，整个角膜上皮基底层均存在寡能干细胞(Oligopotent Stem Cells， OSCs)，它们可能也是角膜上皮更新的重要细胞来源，而角膜缘干细胞在角膜上皮更新和角膜稳态维持方面并未发挥关键作用。本文结合近年来对角膜上皮干细胞的新认识和研究结果，对其功能及与LSCD的关系作一综述。
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user: 3. 角膜缘干细胞与LSCD的关系 3.1. 角膜缘干细胞功能障碍的诊断标准与动物模型的构建 临床上，各种原因导致的眼表疾病如未经及时有效治疗，其发展的终末阶段都被诊断为角膜缘干细胞功能障碍(LSCD)，诸如化学烧伤、热烧伤、Stevens-Johnson综合征、眼部类天疱疮、翼状胬肉、角膜缘部位的手术等导致的角膜上皮缺损、基质混浊和新生血管形成，均被诊断为LSCD。目前公认的LSCD诊断标准 [ 1 ] 主要包含以下几方面：1) 角膜上皮结膜化，印迹细胞学检查可发现结膜杯状细胞；2) 角膜新生血管长入；3) 角膜持续性上皮缺损及炎症；4) 角膜基质混浊以及角膜溃疡。LSCD的临床诊断标准也被广泛用作LSCD动物模型的构建标准。现有的LSCD动物模型，虽然名称上叫角膜缘干细胞功能障碍模型，但在实际构建过程中，却并非是通过去除角膜缘干细胞而形成。刘先宁 [ 9 ]、Huang [ 10 ]、柯红琴 [ 19 ] 等通过动物实验表明，如果仅仅去除角膜缘干细胞或角膜缘组织，难以制造出符合LSCD诊断标准的动物模型。已报道的LSCD常用构建方法是，通过碱烧伤或机械去除的方式，彻底损坏或去除包括角膜周边2 mm结膜在内的全角膜浅层组织，形成包括周边结膜在内的全角膜创面。这种创面只能由创缘周边健康的结膜组织进行瘢痕修复，从而导致大量新生血管和结膜化上皮侵入角膜，形成所谓的LSCD模型。这种模型的角膜上皮结膜化和新生血管化与人体其它组织受损后的瘢痕增生类似，是眼表遭受损害的正常病理反应，与角膜缘干细胞是否缺失并无关联。因此，从病理学角度看，现有的LSCD动物模型更像是眼表广泛创伤的修复模型而非角膜缘干细胞缺乏模型。这种模型的成因是非干细胞性的，治疗也不完全依赖于角膜缘干细胞，以此来研究角膜缘干细胞的功能和临床治疗效果缺乏说服力。 3.2. 角膜缘干细胞与LSCD的关系 临床上将很多眼表疾病的终末阶段都诊断为LSCD，但这些疾病是否均由角膜缘干细胞缺乏所引起仍存在争论。很多诊断为LSCD的眼表疾病，其始发病因并不是角膜缘干细胞受损或缺乏，而是炎症或烧伤等导致的眼表广泛损害，从而诱发角膜新生血管形成和结膜上皮侵入角膜，这是病理学上的损伤修复机制，这种病理机制几乎见于人体所有组织，并不限于眼表。例如，典型的LSCD疾病Stevens-Johnson综合征，其发病机制为药物或感染诱发的强烈自身免疫反应，导致全身皮肤和黏膜受损。眼部主要表现为强烈的眼表炎症反应，导致结膜杯状细胞受损丢失，泪液质量下降，泪腺分泌导管受损阻塞，形成严重的干眼，进而引起睑内翻、倒睫和睑缘角化导致角膜慢性炎症刺激，由此而致持续性角膜上皮损害，患者角膜新生血管形成和角膜结膜上皮化 [ 20 ]。Stevens-Johnson综合征的本质仍然是眼表的广泛损伤和由此导致的增生修复，其治疗也必须在控制炎症损害、改善眼表微环境的基础上进行，如果只进行角膜缘干细胞移植是无效的。大量研究认为，翼状胬肉侵入角膜内的根本原因是紫外线等损伤了鼻侧角膜缘干细胞，失去了角膜缘干细胞的屏障作用，从而导致鼻侧结膜血管组织侵入角膜，因此在切除胬肉后需要通过移植角膜缘干细胞来避免复发 [ 21 ]。但是，约有57.0%~87.7%的翼状胬肉病例，在单纯切除胬肉并部分暴露巩膜后，翼状胬肉没有复发侵入角膜，如果切除胬肉后行不带角膜缘的结膜瓣移植，可以将胬肉复发率降到5%以下 [ 22 ] [ 23 ]，表明角膜缘干细胞缺乏并不一定需要角膜缘干细胞移植才能修复，翼状胬肉的形成可能并不是因为角膜缘干细胞的缺失，而是由于局部持续性炎症等微环境改变诱导了血管组织增生。通过切除炎性病变组织，移植健康的结膜，改善了局部微环境，角膜上皮的完整性及生理稳态便可自我修复。另有研究显示，如果角膜缘结膜化范围在3~5个钟点内，去除侵入角膜的结膜上皮和血管组织，并切除相应处的结膜上皮至角膜缘后5~7 mm，角膜可再上皮化为正常角膜细胞表型，无结膜血管长入角膜，无需行自体或异体角膜缘干细胞移植术 [ 24 ]。如果联合使用羊膜移植加快角膜修复速度，可将适应证范围扩大到240度左右的角膜缘干细胞缺失 [ 25 ]。这也表明，很多被归为角膜缘干细胞功能障碍的疾病其本质并不是角膜缘干细胞缺失或受损引起，其治疗也不依赖于角膜缘干细胞移植，重点是修复角膜局部的微环境，尽快恢复角膜上皮完整性。既使在使用角膜缘干细胞移植治疗成功的LSCD病例中，其作用机制仍不清楚。近年来进行的部分通过标记移植角膜缘干细胞的长期研究，并未发现供体干细胞的存在，由此提出了移植的角膜缘干细胞在修复眼表过程中的作用机制问题。例如：究竟是通过移植的角膜缘干细胞的增殖分化，还是通过修复角膜缘干细胞自我更新的微环境？是否还存在其他的机制？ [ 13 ]。有研究者质疑，培养的角膜缘干细胞是否能在受体角膜上长期存活，它的存在与手术的长期效果是否有关，甚至提出培养的上皮植片仅起临时作用 [ 26 ]。因此，现有的LSCD定义，不管是在诊断上还是在治疗上，均过于夸大了角膜缘干细胞的作用而忽略了疾病的始发因素，具有一定的误导性，不利于许多被诊断为LSCD的眼表疾病的预防和治疗。
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user: 4. 问题与展望 总之，角膜上皮干细胞虽然数十年以来一直是眼科界的研究热点，但至今仍无法对其进行明确的标识和定位，对于其在眼表“整体”中的作用、地位仍存在争议。眼表是一个“整体”的概念，参与维持眼表正常的所有因素，如泪腺、睑板腺、泪道和眼表上皮组成一个完整的功能单位，调节着眼表细胞的更新和泪膜的代谢，维持着眼表微环境的稳定。组成眼表的任一因素出现异常，均会导致“整体”的坍塌，眼表微环境被破坏，从而出现角膜新生血管化和结膜上皮化等眼表功能衰竭的表现。因此，角膜缘上皮干细胞受损并非导致眼表功能衰竭的唯一因素，眼表疾病的治疗仍应重视“整体”性的维护。脱离眼表的整体性重建，单纯依靠角膜上皮干细胞或角膜缘上皮干细胞再生或移植，难以提高重度眼眼表疾病的治疗成功率。
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user: 摘 要 抽样调查中比估计是一种可以提高抽样精度的估计方法，本文在一般比估计基础之上提出一种广义比估计方法，并说明一般比估计方法只是广义比估计方法的特例。接着本文中讨论了广义比估计的最优值及其估计量的优良性，最后本文中讨论了一个实际应用实例。 关键词 :比估计，均方误差，抽样调查 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/
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user: 1. 引言 抽样调查中常常利用比估计来提高调查的精度，对于调查的变量Y，如果有一个与调查变量Y相关性较高的辅助变量X，并且利用已有资料知道总体中辅助变量X的总值和均值，即可考虑利用比估计来估计调查变量Y的总值或者均值 [ 1 ]。另外，如果需要调查总体中两个变量X与Y的比值，也可以利用样本比值给出总体比值的估计。因此比估计是抽样调查中常用的方法，适用面广，常用于简单随机抽样法中，也可以用于分层随机抽样法中。 首先给出利用已知的辅助变量X的信息构造比估计，可以提高调查变量Y估计值精度的介绍。简单随机抽样下的比估计定义为：总体的两个变量Y和X的总值或均值的比率为 R = Y ¯ X ¯ = Y X ，简单随机样本中两个变量Y和X的总值或者均值的比率，也就是总体比例的估计值 R ^ = y ¯ x ¯ = y x ，因此调查变量Y的均值的比估计为 Y ¯ ^ R = R ^ X ¯ = y ¯ x ¯ X ¯ ，调查变量Y的总值的估计值为 Y ^ R = R ^ X = y ¯ x ¯ X = N R ^ X ¯ ，其中辅助变量X的总值或者均值需已知 [ 2 ] [ 3 ]。 由抽样调查中的知识可知比估计有如下性质 [ 4 ] - [ 11 ]： • 比估计和变量Y的均值估计均为有偏估计： E ( R ^ − R ) = O ( 1 n ) ， E ( Y ¯ ^ R − Y ¯ ) = O ( 1 n ) 。 • 比估计和变量Y的均值估计的均方误差分别为： M S E ( R ^ ) = E ( R ^ − R ) 2                           = 1 − f n ⋅ 1 N − 1 ⋅ 1 X ¯ 2 ⋅ ∑ i = 1 N ( Y i − R X i ) 2 + O ( 1 n 3 / 2 ) = O ( 1 n ) ， M S E ( Y ¯ ^ R ) = E ( Y ¯ ^ R − Y ¯ ) 2 = 1 − f n ⋅ 1 N − 1 ⋅ ∑ i = 1 N ( Y i − R X i ) 2 + O ( 1 n 3 / 2 ) = 1 − f n ⋅ ( S Y 2 − 2 R ρ S X S Y + R 2 S X 2 ) + O ( 1 n 3 / 2 ) = O ( 1 n ) ， 其中抽样比 f = n N ，相关系数 ρ = S X Y S X S Y 。 • 当满足 R 2 S X 2 ≤ 2 R ρ S X S Y ，即 ρ ≥ C X 2 C Y 时，其中变异系数 C X = S X X ¯ ， C Y = S Y Y ¯ ，比估计方法均值 Y ¯ 的估计值 Y ¯ ^ R 的均方误差优于简单估值法 Y ¯ ^ = y ¯ 的均方误差。
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user: 2. 广义比估计定义以及性质 2.1. 广义比估计定义 文 [ 12 ] 中对于超总体模型提出了一种广义差估计方法，文 [ 13 ] 中对于超总体模型提出了一种广义比估计方法，并与文 [ 12 ] 中的广义差估计方法进行了比较，讨论了其优良性。本文中对于总体中的二元变量X与Y给出一个广义比估计的定义，总体的两个变量总值或均值的广义比率 R a = Y ¯ X ¯ a = Y N 1 − a X a 其中a为任意实数，简单随机样本中两个变量总值或者均值的广义比，即总体广义比的估计值 R ^ a = y ¯ x ¯ a = y n 1 − a x a ，因此调查变量Y的均值的广义比估计值为 Y ¯ ^ R a = R ^ a X ¯ = y ¯ x ¯ a X ¯ a ，同样调查变量Y的总值的广义比估计为 Y ^ R a = N y ¯ x ¯ a X ¯ a ，特殊的当a = 1时，调查变量Y的均值的广义比估计即为一般的比估计，广义比估计与一般比估计要求一样，需要已知辅助变量X的总值或者均值；当a = 0时，调查变量Y的均值的广义比估计即为一般的简单估计。 2.2. 广义比估计的性质 由广义比估计的定义可以推知广义比估计有如下性质： 定理1. 调查变量Y的均值的广义比估计为有偏估计。 E ( Y ¯ ^ R a − Y ¯ ) = a Y ¯ ( 1 − f ) C X n [ ( a + 1 2 ) C X − ρ C Y ] 其中抽样比 f = n N ，相关系数 ρ = S X Y S X S Y ，变异系数 C X = S X X ¯ ， C Y = S Y Y ¯ 。 证明：记 ε 0 = x ¯ − X ¯ X ¯ ，即 x ¯ = ( 1 + ε 0 ) X ¯ ， ε 1 = y ¯ − Y ¯ Y ¯ ，即 y ¯ = ( 1 + ε 1 ) Y ¯ ，则可知 E ε 0 = 0 ， E ε 1 = 0 ， E ε 0 2 = 1 − f n C X 2 ， E ε 1 2 = 1 − f n C Y 2 ， E ε 0 ε 1 = 1 − f n ρ C X C Y 。 又因为 Y ¯ ^ R a = y ¯ x ¯ a X ¯ a = ( 1 + ε 1 ) Y ¯ ( 1 + ε 0 ) a X ¯ a X ¯ a = Y ¯ ( 1 + ε 1 ) ( 1 + ε 0 ) − a = Y ¯ ( 1 + ε 1 ) ( 1 − a ε 0 + a ( a + 1 ) 2 ε 0 2 + ⋯ ) = Y ¯ ( 1 + ε 1 − a ε 0 − a ε 0 ε 1 + a ( a + 1 ) 2 ε 0 2 + ⋯ ) ， 即 Y ¯ ^ R a − Y ¯ ≈ Y ¯ ( ε 1 − a ε 0 − a ε 0 ε 1 + a ( a + 1 ) 2 ε 0 2 ) ， 所以 E ( Y ¯ ^ R a − Y ¯ ) ≈ Y ¯ E ( ε 1 − a ε 0 − a ε 0 ε 1 + a ( a + 1 ) 2 ε 0 2 ) = Y ¯ ( 0 − 0 − a 1 − f n ρ C X C Y + a ( a + 1 ) 2 1 − f n C X 2 ) = a Y ¯ ( 1 − f ) C X n [ ( a + 1 2 ) C X − ρ C Y ] 。 定理1得证。 定理2. 调查变量Y的均值的广义比估计的均方误差为 M E S ( Y ¯ ^ R a ) = E ( Y ¯ ^ R a − Y ¯ ) 2 = Y ¯ 2 ( 1 − f ) n [ C Y 2 + a 2 C X 2 − 2 a ρ C X C Y ] 。 证明： M E S ( Y ¯ ^ R a ) = E ( Y ¯ ^ R a − Y ¯ ) 2 ≈ Y ¯ 2 E ( ε 1 − a ε 0 − a ε 0 ε 1 + a ( a + 1 ) 2 ε 0 2 ) 2 ≈ Y ¯ 2 E ( ε 1 − a ε 0 − a ε 0 ε 1 ) 2 = Y ¯ 2 ( 1 − f ) n [ C Y 2 + a 2 C X 2 − 2 a ρ C X C Y ] 。 定理2得证。 定理3. 调查变量Y的均值的广义比估计 Y ¯ ^ R a = y ¯ x ¯ a X ¯ a ，当 a = ρ C Y C X 时，估计值 Y ¯ ^ R a 的均方误差达最小，最小值为 min { M E S ( Y ¯ ^ R a ) } = 1 − f n S Y 2 ( 1 − ρ 2 ) 。 证明：由定理2可知 M E S ( Y ¯ ^ R a ) = Y ¯ 2 ( 1 − f ) n [ C Y 2 + a 2 C X 2 − 2 a ρ C X C Y ] ，因此对a求导可得： d ( M E S ( Y ¯ ^ R a ) ) d a = Y ¯ 2 ( 1 − f ) n [ 2 a C X 2 − 2 ρ C X C Y ] = 0 ， 求得 a min = ρ C Y C X ，并且 Y ¯ ^ R a 的均方误差最小值 min { M E S ( Y ¯ ^ R a ) } = Y ¯ 2 ( 1 − f ) n [ C Y 2 + ( ρ C Y C X ) 2 C X 2 − 2 ρ C Y C X ρ C X C Y ] = 1 − f n S Y 2 ( 1 − ρ 2 ) 。 定理3得证。 由此可见广义比估计方法调查变量Y的均值 Y ¯ 的估计值 Y ¯ ^ R a 的最小的均方误差优于简单估值法 Y ¯ ^ = y ¯ 的均方误差 M E S ( Y ¯ ^ ) = 1 − f n S Y 2 ，并且当调查变量Y与辅助变量X相关性越高时，广义比估计方法调查变量Y的均值 Y ¯ 的估计值 Y ¯ ^ R a 的最小均方误差越小。
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user: 3. 一个应用例题 调查某一社区居民用于食物的消费的支出，若该社区有居民共300户，共1100人，现简单随机抽样调查了其中的35户居民，调查各户的月食物支出Y (单位：元)和家庭人口X，得数据： ∑ i = 1 35 x i = 120 ， ∑ i = 1 35 y i = 31350 ， ∑ i = 1 35 x i 2 = 450 ， ∑ i = 1 35 y i 2 = 29692900 ， ∑ i = 1 35 x i y i = 114440 。 • 按照简单估值法，估计每户每月用于食物的平均支出的估计值为 Y ¯ ^ = y ¯ = ∑ i = 1 35 y i 35 = 31350 35 ≈ 895.70 ( 元 ) ，这一估计的均方误差的估计值为： M E ^ S ( Y ¯ ^ ) = 1 − f n s Y 2 = 1 − f n 1 n − 1 [ ∑ i = 1 n y i 2 − 1 n ( ∑ i = 1 n y i ) 2 ] ≈ 1196.77 • 按照比估计法，以每户人数X作辅助变量，记 R = Y ¯ X ¯ 其估计值为 R ^ = y ¯ x ¯ = y x = 31350 120 = 261.25 ，因此每户每月用于食物的平均支出的估计值为 Y ¯ ^ R = R ^ X ¯ = 261.25 × 1100 300 ≈ 957.92 ( 元 ) ，这一估计的均方误差的估计值为： M E ^ S ( Y ¯ ^ R ) = 1 − f n ⋅ 1 n − 1 ⋅ ∑ i = 1 n ( y i − R ^ x i ) 2 = 1 − f n 1 n − 1 [ ∑ i = 1 n y i 2 − 2 R ^ ∑ i = 1 n x i y i + R ^ 2 ∑ i = 1 n x i 2 ] ≈ 453.6942 • 按照广义比估计法，以每户人数X作辅助变量，记 R a = Y ¯ X ¯ a ，其中 a = ρ C Y C X = S X Y S X S Y S Y / Y ¯ S X / X ¯ = S X Y S X 2 X ¯ Y ¯ ≈ 0.0607 时，估计值 Y ¯ ^ R a 的均方误差达最小。因此每户每月用于食物的平均支出的估计值为 Y ¯ ^ R a = R ^ a X ¯ = y ¯ x ¯ a X ¯ a = 31350 / 35 ( 120 / 35 ) 0.0607 ( 1100 300 ) 0.0607 ≈ 899.37209 ，这一估计的均方误差的估计值为： M E ^ S ( Y ¯ ^ R a ) = 1 − f n S Y 2 ( 1 − ρ 2 ) = 1196.77 × ( 1 − 0.8819 2 ) ≈ 265.98499 。 由此可见广义比估计法的估计值相对而言比较适中，并且其估计值的均方误差最小。
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user: 4. 总结 本文中讨论了一种广义比估计方法，显然一般比估计方法只是广义比估计方法的特例，广义比估计法中有一个参数a，可以先根据具体问题确定参数a的值使得广义比估计法的估计值的均方误差达最小，并且本文证明了广义比估计方法得到的估计值的均方误差是小于简单估值法估计的均方误差。另外，一般比估计方法要求辅助变量X与调查变量Y有强相关性，但是广义比估计法没有此要求，当然如果辅助变量X与调查变量Y有较强相关性，则广义比估计法的估计值的均方误差会更小，效果则更优。
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user: 摘 要 目的：介绍一种新的非开天窗穿透性角膜移植联合白内障超声乳化及人工晶体植入的三联手术，并初步评价其临床效果及并发症。方法：前瞻性非对照临床研究，角膜病变合并白内障进行非开天窗穿透性角膜移植联合白内障超声乳化及人工晶体植入术17例(17只眼)。分析其手术原因，手术方法，术后视力，术后散光，角膜内皮细胞丢失，角膜排斥及其他并发症。结果：17例角膜病变合并白内障患者，其中男9例，女8例。年龄最小26岁，最大70岁，平均年龄55.35 ± 11.66岁。其中Funchs角膜内皮营养不良合并白内障2例，角膜内皮失代偿合并白内障5例，角膜白斑合并白内障7例，单纯疱疹病毒性角膜炎合并白内障2例，角膜移植术后排斥合并白内障1例。所有患者由同一医师操作行非开天窗穿透性角膜移植联合白内障超声乳化及人工晶体植入术。随访时间最短7月，最长36月，平均随访时间17.47 ± 8.11月。术前视力(BCVA)均为LP到数指/50 cm。术后视力(BCVA)中位数0.20 (范围：0.05~0.5)。术后散光中位数1.75D (范围：0.75D~4.25D)。术中1例后囊破裂发生，人工晶状体植入睫状沟(1例，5.9%)，其余所有人工晶状体均植入囊袋(16例，94.1%)。术前角膜内皮细胞计数为2316.88 ± 167.26 (cell/mm 2 )；术后6月角膜内皮细胞计数为1607.82 ± 228.45 (cell/mm 2 )；内皮细胞丢失率为30.6%。在6~36月的随访中，15只眼术后角膜移植片透明，植片透明率88.2%。1例(5.9%)发生角膜移植排斥，1例(5.9%)发生角膜新生血管化。1例(5.9%)角膜上皮化延迟，经角膜绷带镜及自体血清治疗痊愈。未发生其他并发症。结论：非开天窗穿透性角膜移植联合白内障超声乳化及人工晶体植入术，是安全有效的新的三联手术方法，可以作为治疗角膜病变合并白内障的选择之一。掌握相关手术技巧，可以减少术中并发症。 关键词 :角膜移植，白内障超声乳化，人工晶体植人，三联手术 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/
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user: 1. 前言 角膜病变合并白内障是临床上经常遇到的问题，手术方式的选择也各不相同。许多医师倾向于先行穿透性角膜移植(penetrating keratoplasty， PKP)，二期再行白内障超声乳化联合人工晶状体植入手术。其理由是角膜移植术后角膜曲率不稳定且不规则，角膜缝线拆除后再二期行白内障超声摘出及人工晶状体植入，可以精确测算人工晶状体的度数以减少术后的屈光误差 [ 1 ]。但再次白内障手术，容易导致角膜内皮细胞的损伤，手术刺激的炎症反应也容易导致角膜植片排斥，而且多次手术也给病人增加了额外的经济和精神负担。Taylor [ 2 ] 最早报道了应用PKP联合白内障摘出及人工晶状体植入的方法，即三联手术来治疗合并白内障的角膜病变患者。这种三联手术方法需要先将病变角膜去除，在开窗条件下行白内障摘出及人工晶状体植入，然后将角膜植片缝合于植床上。由于避免了角膜植片二次手术遭受损伤，并能快速恢复视力，这种三联术式一度成为角膜病变合并白内障的主流手术。但是，开天窗下PKP联合白内障摘除及人工晶状体植入，不容易环行撕囊，容易发生后囊破裂玻璃体脱出，皮质不容易清除干净，人工晶体不易植入到囊袋内。然而，最大的缺点在于发生暴发性脉络膜上腔出血的几率明显增加，这种严重的并发症对于眼球来说是毁灭的。近年来，有作者报道稳定前房的穿透性角膜移植及联合白内障摘出和人工晶体植入术，可以减少暴发性脉络膜上腔出血的发生，且不增加角膜内皮丢失率 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]。然而这种方法能否改良后用于联合白内障超声乳化的三联手术，还少有人进行尝试。此研究的目的是介绍一种新的非开天窗穿透性角膜移植联合白内障超声乳化及人工晶体植入的三联手术方法，并初步评价其临床效果及并发症。