DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 试验结果整理与分析 3.1. 确定荷载–位移关系曲线 为了研究构件在低周往复荷载下从屈服到破坏的塑性铰长度变化，通过试验绘制了RCBC-1、3、5柱的荷载–位移曲线见图4，并且在后续分析中分别取图中的相应拐点、最大荷载点和荷载下降至最大荷载85%的点作为构件的屈服点P y 、峰值荷载点P m 、极限位移点P u [ 10 ] 。 本文将选取构件在峰值荷载点和极限位移点时产生的塑性铰长度进行分析。 图3. 受推侧柱试件钢筋应变片的编号和布置 图4. 荷载–位移曲线 3.2. 计算塑性铰长度 作者采用纵筋屈服法来计算3根钢筋混凝土柱的塑性铰长度。 为探究塑性铰长度的发展规律，作者提取了RCBC-1、RCBC-3与RCBC-5从屈服点P y 到峰值荷载点P m 最后达到极限位移点P u 的柱根部1.5 h范围内受拉纵筋应变的测量结果，如图5、图6所示，图中横坐标为受拉纵筋应变，纵坐标为测点距柱根部的距离 [ 5 ] 。 由图5、图6可以看出，随着水平荷载的增加，纵筋应变逐渐增大，其增加幅度沿柱高的增加而减小。柱根部第1个应变片(编号为2)的值增加幅度最大，且首先屈服，达到极限位移点时，大部分编号为2的应变片失效，说明应变片被拉坏。从整个变化趋势看，屈服荷载前纵筋应变沿纵向基本呈线性分布，屈服荷载后柱根部纵筋的应变迅速增大，屈服范围逐渐增大。过纵筋屈服应变作直线垂直于横轴，与柱试件在峰值荷载点和极限位移点时的纵筋应变曲线分别产生交点 [ 5 ] 。 图5. RCBC-1与RCBC-3试件的纵筋应变沿柱高的变化曲线 图6. RCBC-1与RCBC-5试件的纵筋应变沿柱高的变化曲线 具体计算步骤如下： 1) 计算纵筋的屈服应变 ε y = σ y E = 335N / mm 2 20 × 10 5 N / mm 2 = 1.675 ，取1675 μ ε 。 2) 以RCBC-1与RCBC-5试件为例，在图6中过纵筋屈服应变作直线垂直于横轴，分别与纵筋应变曲线交于点A、B、C、D，这四个点对应的纵坐标即为该荷载作用下的塑性铰长度 [ 6 ] 。 在分析截面壁厚比这一影响因素时，作者选取RCBC-1与RCBC-3试件作为研究对象。通过上述计算塑性铰长度的方法，可以整理得到RCBC-1与RCBC-3试件的塑性铰长度，见表2。 Table 2 Plastic hinge lengths of RCBC-1 and RCBC-3 specimen 试件编号 RCBC-1 RCBC-3 峰值荷载点 极限位移点 峰值荷载点 极限位移点 塑性铰长度/mm 120.4 231.5 129.3 268.7 表2. RCBC-1与RCBC-3试件的塑性铰长度 注：低周往复加载试件的塑性铰长度取推、拉两侧的平均值。 在分析纵筋配筋率比这一影响因素时，作者选取RCBC-1与RCBC-3试件作为研究对象。通过上述计算塑性铰长度的方法，可以整理得到RCBC-1与RCBC-5试件的塑性铰长度，见表3。 Table 3 Plastic hinge lengths of RCBC-1 and RCBC-5 specimen 试件编号 RCBC-1 RCBC-5 峰值荷载点 极限位移点 峰值荷载点 极限位移点 塑性铰长度/mm 120.4 231.5 140.9 283.61 表3. RCBC-1与RCBC-5试件的塑性铰长度 注：低周往复加载试件的塑性铰长度取推、拉两侧的平均值。 3.3. 塑性铰长度的影响因素及分析 为探究影响塑性铰长度的因素，本文对3根箱型柱进行试验后得到其塑性铰长度，主要是探究截面横向壁厚比、纵筋配筋率对塑性铰长度的影响规律。 3.3.1. 截面壁厚比变化对塑性铰长度的影响 选取试件RCBC-1与RCBC-3进行对比分析，得到横向壁厚比变化对塑性铰长度的影响，各参数列于表4所示。 Table 4 Related parameters of each column section and plastic hinge lengt 编号类型 横向壁厚比 塑性铰长度/mm 峰值荷载点 极限位移点 RCBC-1 0.22 120.4 231.5 RCBC-3 0.31 129.3 268.7 表4. 各柱截面相关参数及塑性铰长度 1) 当轴压比为0.1时，RCBC-3试件相比于RCBC-1试件的横向壁厚比增加了40.9%，相应的峰值荷载点与极限位移点的塑性铰长度分别增加了0.89%、16.07%，说明提高构件的横向壁厚比对荷载加载前期的塑性铰长度影响较小，但是当构件趋于破坏时，对塑性铰长度影响比较大。这是由于受压柱在低轴压比下，其斜截面受剪承载力相对较低，因此构件主要是受剪破坏的，增大箱型柱的腹板面积可以大大提高其抗剪强度，从而提高试件的延性，这对塑性铰的生成是很有利的。 2) 从表4中可以看出钢筋混凝土箱型柱在低轴压比下，塑性铰长度在加载前期受横向壁厚比影响较小，但随着荷载逐渐增大，塑性铰长度受横向壁厚比影响较大，且随着横向壁厚比的增大而增大。 3.3.2. 纵筋配筋率变化对塑性铰长度的影响 选取试件RCBC-1与RCBC-5进行对比分析，得到纵筋配筋率变化对塑性铰长度的影响，各参数列于表5所示。 Table 5 Related parameters of each column section and plastic hinge lengt 编号类型 纵筋配筋率 塑性铰长度/mm 峰值荷载点 极限位移点 RCBC-1 1.10% 120.4 231.5 RCBC-5 1.42% 140.9 283.7 表5. 各柱截面相关参数及塑性铰长度 1) 当轴压比为0.1时，RCBC-5试件相比于RCBC-1试件的纵筋配筋率增加了29.1%，相应的峰值荷载点与极限位移点的塑性铰长度分别增加了17.0%、22.5%，这是由于在给构件施加较小的轴压比时，箱型柱的破坏主要是由纵筋控制，当增加构件的纵筋配筋率时，有利于塑性铰的形成。 2) 从表5中可以看出钢筋混凝土箱型柱在低轴压比下，箱型柱的塑性铰长度随着其纵筋配筋率的增加而增大。
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user: 4. 结论 本文以3个试验对象为基础，分析了壁厚比、纵筋配筋率这两个因素对塑性铰长度的影响，塑性铰的形成可以提高桥梁在受到地震作用时的耗能大小，并提高箱型截面桥墩的延性，这对桥梁的抗震性能研究有着重要的意义。 1) 在低轴压比下，钢筋混凝土箱型柱的塑性铰长度在加载前期受横向壁厚比影响较小，但随着荷载逐渐增大，塑性铰长度受横向壁厚比影响较大，且随着横向壁厚比的增大而增大。 2) 钢筋混凝土箱型柱在低轴压比下，箱型柱的塑性铰长度随着其纵筋配筋率的增加而增大。 3) 在低轴压比下，可以适当的增加箱型柱的壁厚比和纵筋配筋率来提高箱型柱的抗震性能。
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user: 摘 要 为了探讨外源植物生长调节剂对石蒜属植物鳞茎生长的影响，以盆栽石蒜(Lycoris radiata )为研究材料，浇施不同浓度的6-BA，在不同日期后测定土壤和石蒜鳞茎中6-BA的含量。结果表明土壤中6-BA含量无显著性差异(不同浓度P = 0.290、不同日期P = 0.224)，但鳞茎中6-BA含量差异显著，其中以施用后的第4天鳞茎中6-BA含量达到最大(312.5 mg/kg)，随后不断减少；鳞茎中6-BA含量与施用浓度有关，呈施用浓度越高鳞茎中含量越高的倾向；叶数量和根数量无显著性差异；鳞茎湿重无显著差异，但湿重比有显著差异；因此，通过施用6-BA，本研究未能促进石蒜鳞茎生长。 关键词 :石蒜，6-BA，浇施，土壤，鳞茎，生物量 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/
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user: 1. 引言 石蒜属(Lycoris Herb)是石蒜科(Amaryllidaceae)一个重要属，为具地下鳞茎的多年生草本植物 [ 1 ] ，主要分布于我国，在园林、药用方面具有广阔的应用前景，但鳞茎生长缓慢。张鹏翀等 [ 2 ] 指出适宜的生长环境是影响石蒜属植物鳞茎生长的最主要因素；此外，植物生长调节剂的施用对植物属植物的生长起着重要的调节作用，徐敏等 [ 3 ] 研究表明持续施加NAA、6-BA可促进种球球径增长；魏绪英等 [ 4 ] 以GA和KT-30对石蒜生长进行叶面喷施，促进了叶长、叶宽和鳞茎的生长；SHE等 [ 5 ] 研究表明用CPPU喷施有利于忽地笑子球的增大。说明细胞分裂素6-BA对植物的生长具有重要的调控作用 [ 6 ] 。因此，除给予适宜的生长环境条件外，合理地选择外源激素和使用浓度有可能提高生长速度。除了喷施外源激素外，在土壤中浇施外源激素也是一种施用激素调控植物生长的方法 [ 7 ] 。为研究浇施的方式对土壤中和石蒜鳞茎中激素含量的变化，本试验以石蒜(Lycoris radiate)为研究材料，探讨浇施不同浓度6-BA对土壤和石蒜鳞茎生长的影响，为石蒜属植物的生产实践提供理论依据。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 试验材料 试验在浙江农林大学石蒜属植物种质资源圃塑料膜简易温室进行，未加温。采用盆栽试验(盆口 × 盆高： 20 cm × 15 cm )，有出水孔，沙土基质(碱解氮51.6 g∙kg −1 ，速效钾 42.3 g∙kg − 1 ，有效磷4.5 g∙kg −1 ，pH值6.1)，每盆沙土份量一致，选择大小一致的石蒜种球作为试验材料，每盆种植1个鳞茎，各处理3次重复。种植日期为 2017 年 8 月 8 日 。 2.2. 试验方法 2.2.1. 6-BA浇施方法 于 2017 年 12 月 29 日 至 2018 年 1 月 11 日 ，采用土壤浇施的方法，将不同浓度6-BA 400 mg/L (A1)、800 mg/L (A2)、1600 mg/L (A3)、3200 mg/L (A4)分别处理石蒜鳞茎，浇施量为500 ml/盆，重复6次。于6-BA浇施后13 d、7 d、4 d、1 d，分别用D13、D7、D4、D1表示，随机取各组合鳞茎、盆沙土样品各3个重复，测定6-BA浓度，石蒜取鳞茎内部鳞片，每盆土样取混合样，同时记录叶片数目、根数和鳞茎湿重。剩余鳞茎于 2018 年 8 月 10 日 收获，记录鳞茎湿重和根数量。 2.2.2. 6-BA含量测定 参考孙红梅等 [ 8 ] 、方楷等 [ 9 ] 的方法，采用酶联免疫学方法测定沙土、石蒜鳞茎的6-BA含量，具体操作方法如下：称取 1.0 g 石蒜鳞茎加入2 ml 80%甲醇提取液(沙土取 1.0 g 样品，加入5 ml 80%甲醇提取液)，在冰浴条件下研磨，转入10 ml离心管，4℃静置提取4 h，3500 rpm离心10 min，取上清；沉淀再浸提2次，合并两次离心所得上清液；再将上清过C-18固相萃取柱，将过柱后的样品转入5 ml离心管；氮气吹干后，用样品稀释液定容至2 ml；参照ELISA试剂盒(江苏科特)说明书操作步骤：竞争–洗板–加二抗–洗板–加底物显色–终止，最后采用SPECTRA MAX 190 酶标仪测定标准物和各样品在490 nm波长的OD值。 2.3. 数据统计与分析 采用Excel 2010进行数据统计、绘图制表，用SPSS 16.0软件分析各样品间的显著性差异。
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user: 3. 结果和分析 3.1. 浇施6-BA后，土壤中6-BA含量的动态变化 土壤中的6-BA浓度无规律可循，不同施用浓度处理，土壤中含量平均在140 mg/kg~218 mg/kg之间，不同日期在128 mg/kg~208 mg/kg之间(表1)，而未施用6-BA的CK处理含量在1.8 ng/kg~2.6 ng/kg，双因素方差分析显示，不同施用浓度(P = 0.290)和不同日期(P = 0.224)皆无显著性差异。 Table 1 Content of 6-BA (mg/kg) in soils with different 6-BA application concentrations and day 处理 D1 D4 D7 D13 平均 A1 108.5 120.6 242.6 208.5 170.0 A2 125.3 234.9 255.9 187.5 200.9 A3 106.1 126.4 120.9 207.4 140.2 A4 174.2 350.7 124.2 221.4 217.6 平均 128.5 208.1 185.9 206.2 表1. 不同施用浓度和不同日期土壤中的6-BA含量(mg/kg) 3.2. 浇施6-BA后，鳞茎中6-BA含量的动态变化 表2，不同日期鳞茎中的6-BA浓度有显著性差异(P = 0.000)，其中以D4最高，平均为312.5 mg/kg，显著高于其它处理，最低D1平均为78.7 mg/kg。不同施用浓度，鳞茎中含量也有显著性差异(P = 0.010)，其中以A4处理最高为253.4 mg/kg，显著大于A1、A2处理，总体上呈现施用浓度越高，鳞茎中的浓度也越高的倾向。 3.3. 浇施6-BA对石蒜叶片数量和根数量的影响 对浇施6-BA前后的石蒜叶片和根进行统计分析，叶片数量和根数量在处理间无显著性差异(见表3)，说明本试验6-BA的浓度和处理时间的长短对石蒜的叶片和根的生长影响不大。 Table 2 Content of 6-BA (mg/kg) in bulbs with different 6-BA application concentrations and day 处理 D1 D4 D7 D13 平均 A1 153.0 296.0 46.7 150.9 161.7y A2 91.1 181.6 55.0 128.6 114.1y A3 38.1 360.3 344.0 8.5 187.7xy A4 32.7 412.2 302.6 266.0 253.4x 78.7c 312.5a 187.1b 138.5bc 表2. 不同施用浓度和不同日期鳞茎中的6-BA含量(mg/kg) 注：相同字母表示差异未达5%显著性水平(分别在同一因素、不同水平间比较，下同)。 Table 3 Average number of leaves and roots in different treatment 浓度处理 叶数量 根数量 日期处理 叶数量 根数量 A1 4.2 6.0 D1 4.6 6.8 A2 4.4 6.8 D4 4.1 6.4 A3 3.7 6.5 D7 3.9 6.3 A4 4.4 7.8 D13 4.1 7.5 P 0.522 0.343 0.678 0.620 表3. 不同处理叶平均数量和根平均数量 3.4. 浇施6-BA对收获鳞茎湿重和根数量的影响 2018 年 8 月 10 日 剩余鳞茎收获结果显示(表4)，收获时和种植前鳞茎的湿重和根数量在处理间无显著性差异，但湿重比有显著性差异，其中6-BA浓度越高，湿重比越小，说明高浓度的6-BA有可能对石蒜鳞茎的生长产生不良影响，但各处理与CK皆无显著差异。 Table 4 Average wet weight， wet weight ratio and root number of different treatment 浓度处理 初始重 收获湿重 湿重比 根数 CK 5.0 4.9 0.99ab 7.3 A1 5.8 5.9 1.00a 5.7 A2 6.7 4.9 0.75b 5.5 A3 5.7 4.1 0.73b 3.6 A4 6.7 4.4 0.67b 2.9 P 0.096 0.241 0.014 0.128 表4. 不同处理平均湿重、湿重比和根数量
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user: 4. 讨论 6-BA是细胞分裂素类的生长调节剂，能够控制细胞生长和分裂、调控新陈代谢、在植物生长发育过程中发挥重要功能 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] 。研究表明农业生产中主要通过植物生长调节剂调节各部分的构成或者通过细胞膨大来增加产量，魏绪英等 [ 4 ] 以GA和KT-30对石蒜生长进行叶面喷施，使鳞茎直径增大，徐敏等 [ 3 ] 以1 mg/L NAA或5 mg/L 6-BA持续施加可促进红蓝石蒜种球球径增长，但未涉及鳞茎生物量。 本研究结果表明不同浓度的6-BA浇施土壤后，13 d内土壤中6-BA含量没有明显变化，土壤中的6-BA含量与所浇施的浓度的多少无关，这或许与沙土吸附能力及盆底有出水孔有关。石蒜鳞茎中6-BA含量在第4天即达到最高，以后不断减少，趋势明显。鳞茎中的6-BA含量基本上随使用浓度的增加而增加，可惜本试验只测定了鳞茎中鳞片部位的含量，短茎中的含量与鳞片的含量是什么关系尚不清楚，鳞片只是起到“存贮”的作用，而短茎中的含量应该对生长的关系更密切。叶片数量无显著性差异，可能是由于叶芽在出叶前就已经分化完成 [ 13 ] ，试验处理尚不足以增加叶片数量。石蒜属植物的根在叶期不生长 [ 14 ] ，故根数量在处理间无显著性差异，而且根在生长季节，数量主要与土壤含水量有关，水分缺乏状态下易发根“找水”。剩余鳞茎收获结果显示无显著性差异。湿重比有显著性，以A1处理最高，呈现出使用浓度越高对鳞茎生长越不利的趋势，但与空白处理无显著差异。综上，本试验在使用6-BA后第4天，石蒜鳞茎鳞片中6-BA含量达最大值，但使用6-BA未能显著增加鳞茎生物量。作者前期研究3200 mg/L 6-BA浇施和其它浓度的喷施也未显著增加长筒石蒜光合作用和鳞茎生物量，不过该结果可能与盆底无出水孔且浓度过高和浇施持续时间过长有关，使叶期延长，在不适合生长的季节仍生长叶片造成呼吸损耗过多 [ 7 ] ，而本次试验可能与盆底有出水孔、浇施季节和浇施持续时间过短等因素有关。因此，要通过外源激素来增加净光合速率、增加叶数量，最后提高鳞茎生长速度还有待进一步研究。
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user: 摘 要 当今的脑成像研究一般采取与日常生活不同的姿势(posture)，而姿势会影响人们的神经活动和认知表现。人们工作时通常采用坐立或站立的直立姿势，而在神经成像实验中，大多要求被试保持一个静止非生态的姿势，并且待在密闭空间的实验室中。生态姿势和成像姿势之间存在不一致，导致许多神经成像结论的推广性受到了限制。本综述回顾了姿势对认知、生理和睡眠造成的影响，探讨了姿势对脑成像数据造成影响的潜在机制，并展望了相应的解决思路。 关键词 :姿势，脑成像，功能磁共振，脑电图 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 在日常生活中，人们进行工作或学习都伴随着各种身体姿势(body posture)，如工作与学习中的坐立，睡眠及休息时的平躺，这与神经影像学中所限制的姿势都略有不同。即便如此，许多神经影像学的发现都被应用于引导实践工作，包括从精神病学和认知科学的发现应用在教育学和市场营销上。然而，对于这些神经影像发现的使用者而言，他们很少考虑到环境变化对这些发现推广性的影响。例如，在一个典型的功能磁共振成像实验中，被试静止的躺在一个仅容许身体进入大小的舱内，并且机器运行时舱内声音嘈杂，轰隆阵阵，大多数实验需要被试在这样的环境下坚持约一个小时。在传统的脑电实验中，被试在实验期间，独自坐立在安静的房间内，盯着电脑屏幕做出反应。这些成像环境与日常生活有诸多差异。本文着重讨论成像姿势对认知和生理产生的影响，并探讨了姿势影响大脑活动的潜在机制，对克服姿势效应的方法进行了展望。 神经影像学研究很少探讨环境变量对人类认知的影响。但在心理学领域，有一个叫做“具身认知”的研究方向，强调认知能力、持续感觉状态和周围环境间的复杂关系(Shapiro， 2017; Thompson， 2005; Thompson & Varela， 2001; Wilson， 2002)。这个领域的相关发现表明：懒散的姿势会增加无助感和压力(Riskind & Gotay， 1982)，豪爽的姿势可以增加睾酮素分泌，减少皮质醇分泌，并会放大权力感和风险承受感。静态成像环境减少了平衡、移动视野和社会交互的认知负荷(Riitta & Kujala， 2009)。因此，我们需要一个新的神经科学模型——具身大脑——以更好的解释大脑、身体和环境的持续交互(Kiverstein & Miller， 2015)。
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user: 2. 神经影像技术和姿势 现在使用广泛的功能神经成像技术主要有脑电图(electroencephalography， EEG)和功能磁共振(functional magnetic imaging， fMRI)。EEG在头表记录电信号；fMRI测量血氧依赖水平(blood oxygenation level-dependent， BOLD)信号。EEG只有1 cm的空间精确度，但具有毫秒级别的时间分辨率；fMRI具有毫秒级别的空间分辨率，但时间精确度只有约1 s。通常情况下，EEG和fMRI只允许某些身体姿势。EEG具有便携穿戴的优点，适用于任何身体姿势，并且可以配合一些设备进行移动，与环境交互；fMRI则局限于水平姿势，相比于便携式设备，fMRI是大号静态成像设备，允许更少的姿势，提供更高质量的数据。这些差异使得EEG在许多具体应用和研究问题上具有更多优势，而fMRI则由于姿势限制，更适合于探究睡眠的大脑。 两种典型的成像姿势(坐直和平躺)主宰着脑成像研究。在心理学和认知神经实验中，一般EEG实验要求被试坐直，fMRI实验要求被试平躺。然而，在现实生活中，人们在站立或移动时也会执行许多认知任务，很少躺下执行，成像实验的姿势显然偏离了日常生活。也有特殊情况研究者会借助非成像实验标准身体姿势进行探讨。例如，研究者要求被试站着或行走以更好理解平衡，步法，和运动障碍(如帕金森疾病) (Bakker， Verstappen， Bloem， & Toni， 2007; Kiverstein & Miller， 2015; Mahoney et al.， 2016)；平躺头部倾斜低于水平6~12度以模拟微重力环境(Spironelli & Angrilli， 2011)；前倾躺下以研究重力对脑脊液的影响(Rice， Rorden， Little， & Parra， 2013)。然而，这些研究都是依赖于特殊实验目的，不足以引起大多数研究者的注意。这种情况导致神经成像学研究继续使用标准成像姿势(坐直和平躺)，即使存在生态姿势可以更好的揭示日常认知的神经机制。
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user: 3. 姿势效应 3.1. 姿势影响认知 姿势会改变感知觉和行为。例如，直立相比于平躺：嗅觉阈限增加，疼痛等级放大，视觉意识改善，期望焦虑提高，接近动机增加，以及冲突思想减少(Fardo， Spironelli， & Angrilli， 2013)。姿势可以进一步影响认知表现。相比于平躺，坐直改善非言语智力，并且有助于构成心理意象，但是会损害检查心理意向的能力。站立可以改善精神运动表现。此外，当假设的姿势和回忆事情相关时，记忆更容易恢复(Thibault & Raz， 2016)。 fMRI环境可能改变研究者想要研究的特有现象。考虑到这种情况，许多研究团队都致力于测试姿势和认知的交互作用。然而，相关的重复试验很少，可能是因为姿势像程序警告一样受到了更多注意，而非姿势的研究领域本身受到了关注。除了姿势，神经影像研究者在获得有意义的结果前，也必须讨论许多其他的程序性和统计性相关的东西。总之，这些研究突出了在认知和成像研究中考虑姿势的重要性。 3.2. 姿势影响生理 心率，呼吸量，耗氧量，核心体温，皮质醇分泌，及其他生理唤醒指标，在直立时都稳定高于平躺。这些生理差异可能影响fMRI测量到的BOLD信号，而不论大脑加工是否真的改变(Spironelli & Angrilli， 2017)。fMRI间接地测量神经元活动；BOLD信号源于神经元群的血液动力学属性，并且保留了对心肺变量的高敏感性。因此，表明姿势影响BOLD信号还不足以确证神经活动的改变；心肺变量仍然和身体姿势绑定，也对BOLD活动有重大影响。 除了BOLD，姿势还影响大脑周围的血流(Gisolf et al.， 2010)。少数实验使用可调整姿势的正电子发射断层摄影术(positron emission tomography， PET)，这些实验报告，站直相比于平躺有更多的血流向视觉和小脑皮层。还有使用功能性近红外光谱技术(functional near-infrared spectroscopy， fNIRS)的研究表明，当被试从平躺移至坐直时，皮层的氧合和脱氧血红蛋白量减少(Ozgoren， Tetik， Izzetoglu， Oniz， & Onaral， 2012)。由于缺少直立功能序列的MRI扫描仪器，研究者未能使用fMRI重复fNIRS的姿势实验。因为fNIRS和fMRI测量相似的信号，我们只能假设姿势差异可能也影响fMRI数据。 除了心脑血管的测量，有研究使用EEG量化姿势对神经活动的直接影响。少数EEG实验表明，相比于水平躺，头部倾斜向上30~35度增加了与警觉和感觉加工有关的高频神经活动，并且抑制了与放松和入睡状态有关的低频振荡(Thibault， Lifshitz， Jones， & Raz， 2014)。最近利用高密度EEG，揭露了直立姿势下皮层有更大的高频能量。同时，平躺对比俯卧，在枕部伽马波能量有80%的增加(Rice et al.， 2013)。在对标准视觉范式，疼痛刺激，以及情绪加工中，姿势进一步可以改变事件相关电位(event-related potential， ERPs) (Spironelli & Angrilli， 2011)。与这些发现相反，最近一项传感器水平MEG研究揭露，坐直相比于平躺或倾斜，只在一般语言区域有更大高频能量，而非整个大脑皮层(Thibault， Lifshitz， & Raz， 2015)。然而，传感器水平MEG结果可能只代表最强的姿势效应，以及这些数据的源水平分析可能揭露了先前EEG发现的更加普遍的变化。然而，这些研究大部分使用健康成年被试，姿势可能对老年人和特殊病人群体(如，心血管疾病或大脑损伤)有特别强的影响。就此而言，来自认知，医学，和神经科学研究的证据支持具身认知假设，并强调姿势变量在现代成像实验中的重要性。 3.3. 姿势影响睡眠 在白天的活动中，人们大多在直立姿势(如坐立，站立)间切换。在休息和睡眠时，人们则会在水平姿势(仰卧，侧卧，俯卧)上切换姿势，即使在睡眠过程中，人们也会多次改变姿势。在睡姿中，人们更加偏爱侧卧(Koninck， Lorrain， & Gagnon， 1992)，这可能具有一定的生物进化意义。在临床领域，特别对于阻塞性睡眠呼吸暂停患者，侧卧相比于平躺，能够减轻患者的症状(Pinna et al.， 2016)。还有研究表明右侧卧睡眠的人相比于左侧卧睡眠的人报告了更好的睡眠质量，并且感觉到更多的放松以及安全的梦境体验(Agargun， Boysan， & Hanoglu， 2004)。而采取俯卧睡眠的人，更多经历性，色情，迫害，窒息的梦境体验(Yu， 2012)。当然这些梦境研究都采用了主观报告，没有使用客观记录，但可以看出睡姿对睡眠的主观体验有一定影响。此外，一项动物研究报告了昏迷的大鼠在侧卧时(相比于俯卧) CSF流速更快(Lee et al.， 2015)，也就是说处理垃圾的效率更高，这个结果还有待于在人类验证。这些发现一定程度都表明，姿势对睡眠过程的生理和心理有影响。因此，睡眠领域也需要考虑姿势效应的影响。
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user: 4. 姿势对神经成像影响的潜在机制 至少有两个生理机制和一个认知机制可以解释姿势对大脑数据影响：皮层兴奋受到抑制；脑脊液(cerebro-spinal fluid， CSF)浓度的改变；基于可能与环境发生交互的预备认知状态。 有研究者指出平躺姿势抑制皮层兴奋性(Spironelli， Busenello， & Angrilli， 2016)。平躺相比于直立，通过重力负载重分配、刺激动脉和心肺压力感受器，进而导致交感神经系统的活动减弱。Lipnicki进一步表明重力引起了导致皮层抑制的一连串生理效应(Lipnicki， 2009)。 CSF浓度的轻微变化可以大幅度改变EEG数据。Rice等人发现，平躺相比于前倾，使得具有高传导性的CSF在枕部区域稀薄了30%，进而放大了枕叶高频EEG能量(Rice et al.， 2013)。然而，由于缺少直立型MRI导致此研究排除了直立条件。因此，平躺和直立姿势的CSF分布的改变情况仍然不清楚。CSF会扭曲了脑电磁信号，不同姿势则会改变了CSF浓度分布，因此，使用在平躺下获得的结构MRI数据去构建EEG分析的头部模型需要考虑更多。虽然姿势引起的CSF差异可能与脑成像数据相关，但将CSF浓度与行为观察联系起来还有难度。这可能表明除了CSF外，还有其它因素可以解释姿势对人类功能的影响。 预备认知状态，被试当前姿势和他们所处环境之间可能的交互行为集合可能部分解释了姿势对大脑活动的影响。例如，平躺时，大脑可能难以对运动做准备，难以观察移动的视野，或难以与环境进行社会和身体交互(Lange， Helmich， & Ivan， 2006; Riitta & Kujala， 2009)。运动计划依赖于持续的肢体配置。相比于支撑姿势，自由站立增加运动皮层的兴奋性(Lange et al.， 2006)；相比于平躺，人们坐着时对运动视野反应更快，且当暴露在运动视野中更可能感知他们自己在运动(Riitta & Kujala， 2009)。此外，平躺姿势减少社会活动，很难进行调节大脑的社会交互活动，比如目光接触(Ferri et al.， 2014)。这些姿势依赖认知状态可能在静息态大脑振荡和对刺激反应的ERPs中也有所表现(Spironelli & Angrilli， 2011; Spironelli & Angrilli， 2017)。认知和大脑活动交互作用的因果关系仍然难以明白；是认知状态驱使生理改变(如自上而下加工)还是生理参数作用于认知状态(如自下而上加工)。 总之，皮层抑制，颅内液体，和认知定势都对不同姿势的大脑成像数据有着各种影响。具体而言，皮层抑制和认知加工可能对神经水平测量的大脑活动具有直接影响，CSF分流了从神经元到感受器电磁活动的传输，并微微影响了神经活动本身。评估和整合这三个机制有助于采取合适的实验设计，更好的理解生态的人类机能。
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user: 5. 未来研究及展望 为了减少姿势效应带来的影响，我们可以采取以下措施：其一，我们可以重新开展标准实验设计以最小化姿势对大脑活动的影响；其二，我们可以采用利于日常行为活动的新成像技术；其三，可以开展适应设备的相应姿势研究。 对前文所述的三点姿势潜在机制的探究将需要实验设备的革新、计算机专业知识和新的研究框架，这三者互相结合。例如，克服CSF浓度的变化可能需要每个被试的解剖结构像加上补充性算法，以计算随姿势变化CSF的标准重分布作为姿势的函数。尚未存在如此算法，这将需要进一步的头模型研究，挖掘被试间姿势引起CSF变化的数据库。此外，对姿势和认知的新研究可能有助于未来实验设计进一步最小化姿势对认知状态的影响。例如，研究已经表明平躺相比于坐立，睡眠缺失会损害工作记忆(Muehlhan， Marxen， Landsiedel， Malberg， & Zaunseder， 2014)，坐立相比与站立，会抑制精神活动表现(Caldwell， Prazinko， & Caldwell， 2003)。这些发现表明，从平躺成像实验中淘汰睡眠剥夺被试，有助于研究者更好收集反映直立人类功能的脑数据。还可以通过改善现有研究范式以解释许多姿势差异。 人类脑成像日益依赖于更小，更便携，可移动硬件。这些设备有潜力将脑成像推进到研究日常交互和社会认知。使用头部架，被试穿戴EEG和fNIRS可以随时移动，并且与实验环境交互。此外，发展至今，以及允许被试EEG电极接触他们的手机并且在日常背景中记录脑活动。然而，记录EEG时移动也带来了问题。肌肉活动，眼动，头动都会污染EEG信号，特别是高频带宽。一个可能的原因是研究者不小心误认为这些伪迹本身造成大脑振荡的污染。fNIRS信号也具有对动作伪迹的敏感性，但是对肌肉污染较少反应。这些便携式设备牺牲了信号质量换来了人类生态功能。然而，这些技术的使用不是非此即彼的抉择。在一个实验中。我们可以将来自更精确的静态成像方式和生态但粗糙设备的数据结合起来。类似于便携式设备如何革命化眼动追踪领域，可穿戴神经成像技术有希望革命化我们如何研究生活中人类大脑。 fMRI是探索大脑活动的有力手段，虽然fMRI环境配置离现实生活相差甚远，但是可以提供高质量的数据。由于fMRI存在姿势限制只能平躺，非常适合于睡眠研究，甚至有研究表明在fMRI中进行的静息态与睡眠数据非常相似(Tagliazucchi & Laufs， 2014)。那么在这种平躺姿势的限制下，也可以进行不同姿势的比较，比如Rice等人利用结构像扫描比较了CSF在俯卧和仰卧间的差异(Rice et al.， 2013)。此外，我们可以进一步探索侧卧、仰卧和俯卧之间的静息态和睡眠的差异。这有利于更好的研究睡眠中的大脑，也可以为姿势改变神经活动提供进一步的证据。
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user: 摘 要 随着杭州市住房量的急剧增加，针对商品住房市场出现的炒卖房号、捆绑搭售等违规行为，杭州有关部门正开展专项整治行动，从严打击各类违规行为。本篇论文主要探究杭州购房摇号政策满意度，以杭州市为例，主要采用描述性分析、交叉分析、因子分析和二元Logistic回归等方法进行数据处理，总结目前购房摇号的现状及摇号群体的满意程度。 关键词 :购房摇号，交叉分析，因子分析，二元Logistic回归 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/
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user: 1. 引言 通过调查发现，自2017年5月，上海、南京出台新房销售摇号政策后，长沙、成都等城市也在2017年内陆续出台摇号政策。2018年3月以来，实施摇号政策的城市不断扩大，武汉、西安和杭州等城市也相继发布了摇号新政 [ 1 ] 。一些城市的流入人口猛增，等于给开发商创造了良机，在他们的操纵下，市场出现严重的人为销售紧张。一些房地产商及销售中介，再度通过各种渠道发布“只剩最后一套”“一天保证售完”“房价将涨到三万元”等渲染紧张气氛的广告语，误导购房者。捂盘惜售等在调控中严厉禁止的现象，有死灰复燃之势。在这种情况之下，摇号购房政策出台，从政府的意图来看，希望通过此举减少人为操纵，使僧多粥少的房源尽可能公平地进入到消费者手中 [ 2 ] 。我国房地产的宏观政策已经确定为“房住不炒”，考虑到国情，这应该是未来相当长时间内房地产市场的一个调控方向，具体来说，这些城市也普遍早已实行限购政策，因此目前急欲购房的人，基本上都是刚性需求，是政策面上允许购房的对象。 本文将以杭州市的购房摇号政策为例 [ 3 ]，此次调查于2018年6月~8月展开，在杭州市的拱墅区，西湖区，萧山区以及临安区发放问卷，从摇号群体基本现状、政策满意度及发展期望等方面，结合运用交叉分析、因子分析和回归分析来探究市民对该政策的反映情况及满意程度。
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user: 2. 基本信息的描述统计分析 此次问卷总发放500份，其中无效问卷20份，有效率达96%。采用目前社会研究最常使用的信度指标——克隆巴赫系数对所获得的有效购房摇号人群问卷数据进行信度分析，得到克隆巴赫系数为0.843，本次的问卷属于高信度，设计较合理且数据是令人信服的 [ 4 ] 。 针对摇号人群，从性别、年龄、职业、月平均工资及住房情况这5个方面了解其基本情况，数据汇总如表1。并通过比较，得到如下结论： 1) 在性别方面，此次被调查者男性居多，且在调查过程中，有男性被调查者表示，杭州该政策出来后已进行了多次摇号，作为家庭经济中的主导地位，买房是一笔大开销，不管是刚需还是投资，杭州房价的高涨让他们希望通过摇号摇到自己满意的楼盘。 2) 在年龄与住房情况方面，20~30岁的大多数为无房家庭，同时，这个年龄段的人也是此次调查群体中的主要人群，在当前社会背景下，这个年龄段的人有非常强烈的购房刚性需求。 3) 在职业、工资分布方面，企业在职人员占大比例达到了54.17%，其次为自由创业者，并且平均月工资在10，000元以上的人占绝大多数，占了41.04%，因此可认为积极参与购房摇号的人月收入比较高。 除以上五个基本信息外，我们还对摇号人群的购房目的、承受总价、意愿面积及报名方式这三方面进行描述统计分析 [ 5 ]，得到如下结论： 1) 购房目的：在申请报名摇号购房的人群中，以自住为目的购房占比60.3%，其依次为投资、改善、为父母子女购房、其他。因此我们认为，刚需购房人群占购房人群的大半，购房摇号政策对于刚需人群的侧重(包括无房倾斜等)的方向也是正确的，条形图如图1显示。 Table 1 Questionnaire basic information tabl 变量 比重(%) 性别 男 61.88 女 38.12 年龄 20~30岁 58.54 30~40岁 24.80 40~50岁 15.41 50岁以上 1.25 职业 公务员、事业单位人员 14.79 企业在职人员 54.17 自由创业者 20.62 无业 10.42 月平均工资/元 5000以下 25.21 5000~10，000 33.75 10，000以上 41.04 是否已有住房 有 44.17 无 55.83 表1. 问卷基本信息表 图1. 购房目的条形图 2) 承受总价：对于可以承受的购房总价上，80~240万中的各价格区间人数分布是比较平均的，其中，可以承受总价在80~120万价格区间的人数占比为20.6%，120~160万价格区间的人数占比为14.7%，160~200万价格区间人数的占比为19.1%，200~240万价格区间人数占比为17.6%，而240万以上人数占比较多，达27.9%，条形图如图2显示。 3) 意愿面积：由于房市的火热造成的价格上涨，人们对于购房的选择开始趋于低面积化，其中低于120平米的选择占比达到了76.5%。150平米以上的呈低趋势，这也符合该政策所调查的大部分摇号人群为刚需，摇号目的为了自住，加上杭州房价上涨，总价太高承受不起。另外在问卷发放中了解到，很多投资户集中在热门楼盘，大多靠近地铁站，房子面积在90~120平米左右，面积图如图3显示。 4) 报名方式：在报名方式上，更多的人愿意选择线上报名，这和当下快速高效的时代印象是符合的。在实地考察报名售楼处和银行验资处时我们也发现，特别是在热门房源处，常会有拥挤的情况出现。同时，由于房源的限制，不少人也可能会选择较远的地区进行购房，这可能也导致了可能的多次出行看房或办理手续需要大量的路途时间，因此，人们愿意选择线上报名这一方式来节省时间。当然，我们也了解到，也有不少人是更愿意在线下报名的，认为线上系统太卡，倾向于线下以进一步确保自己意向登记成功。还有可能是出于当线上报名时，更容易出现一些黑幕的情况。因此我们建议开发商可以开通多元的报名渠道，在加强线上报名的安全性、流畅性的同时，也要保证公平、公正、公开，饼图如图4显示。 图2. 承受总价条形图 图3. 意愿摇号面积图 图4. 报名方式饼图
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user: 3. 交叉分析 针对杭州购房摇号政策的户型区分这一细节，将不同户型是否应区分与不区分是否会造成弃选进行交叉分析 [ 6 ]，如表2。经过卡方检验，发现两者具有相关性，如表3。 高达87.9%的人认为售楼商在给出房源时有必要进行户型的区分，说明即使是房源供不应求时，群众在买房时依然会慎重考虑自己所需要的户型。同时结合卡方检验及由于不区分户型而带来的弃选比例的影响可以看出，两者具有相关性，认为不同户型应该进行区分的人认为不同户型若不区分会造成弃选比例的上升，其中高达73.1%的群众即使摇号成功，也可能会由于户型不合适而选择弃选。在调查过程中，部分被调查者表示，若摇到号却未能选到自己心仪的户型或户型太大价格承担不起，很有考虑会弃选。因此我们给开发商的建议是在摇号报名时，可以考虑让报名者说明自己的购房户型意向。同时，开发商也应尽可能的给出多种户型的房源供购房者选择。 Table 2 Crossover tabl 不同户型不区分是否给弃选比例带来影响 总计 是 否 不同户型是否区分 是 351 71 422 否 29 29 58 总计 380 100 480 表2. 交叉表 Table 3 Chi-square test tabl 值 自由度 渐近显著性(双向) 精确显著性(双向) 精确显著性(单向) 皮尔逊卡方 33.580 a 1 0.000 连续校正 b 31.572 1 0.000 似然比(L) 27.940 1 0.000 Fisher精确检验 0.000 0.000 表3. 卡方检验表
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user: 4. 因子分析 将发展期望相关数据进行因子分析 [ 7 ]，通过了巴特利特球形检验，如表4。KMO系数在0.8~0.9之间，以及p值为0.000 (量表各项目之间有共同因素存在)可知，原始变量之间存在相关性，适合作因子分析。当提取出2个因子时，初始特征值的累积解释的总方差为86.783%，如表5，即当提取出2个因子时可解释发展期望86.783%的信息，信息的丢失量就较少，发展期望的因子分析中因子提取的效果较不错。 接下来，我们将6个变量进行2个因子归类，得到旋转后的成分矩阵，如表6。 第一公共因子来自验资等相关部门效率的提高、流程更便捷、提高中签率及控制房价上涨这四个发展期望。我们将第一公共因子命名为“效率因子”。 第二公共因子来自保证房源质量及更透明、公开这两个发展期望。我们将第二公共因子命名为“质量公正因子”。 所以综合因子得分为 F = 56.239 F 1 + 30.544 F 2 。 综上所述，在6个变量即2个因子中，效率因子解释了56.239%的信息，排名第一，可知摇号市民更希望验资等相关部门的效率提高，流程更便捷，摇号成功几率更大，房价波动更合理。其次为质量公正因子，可知摇号市民在一定程度上希望在对房价进行整顿的同时，保障房源质量，不出现以次充好的现象，且希望摇号过程中，各部门，包括公证机构、开发商、验资部门等，对各细节做到更透明、公开，不欺骗摇号者。对发展期望作数据分析，表明了摇号市民对政策的期望，侧面反映这个政策不完善的方面以及政府需要在效率、质量、公正等方面做出更加令民众信服的实质性效果。 Table 4 Test of KMO and Bartlet 取样足够度的Kaiser-Meyer-Olkin度量。 0.840 Bartlett的球形度检验 近似卡方 171.697 df 15 Sig. 0.000 表4. KMO和Bartlett的检验 Table 5 Total variance of interpretatio 成份 初始特征值 提取平方和载入 合计 方差的 % 累积 % 合计 方差的 % 累积 % 1 1.762 56.239 56.239 1.762 56.239 56.239 2 1.298 30.544 86.783 1.298 30.544 86.783 3 0.843 5.413 92.196 4 0.721 3.866 96.062 5 0.529 2.454 98.516 6 0.411 1.484 100.000 表5. 解释的总方差 Table 6 Rotating component matri 成分 1 2 验资等相关部门效率的提高 0.893 流程更便捷 0.859 提高中签率 0.846 控制房价上涨 0.876 保证房源质量 0.701 更透明、公开 0.768 表6. 旋转后的成分矩阵
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user: 5. 二元Logistic回归 用二元logistic回归的方法将基本信息与是否有摇号作用联系起来，可以得到具有哪些特点的摇号市民觉得该政策具有摇号作用。 因变量y为该政策是否对稳定目前楼市起到一定作用。起到了一定作用取值“1”，没有起到一定作用取值“0”。将性别、年龄、职业、月平均工资、是否已有住房设置为协变量。在正式分析前，我们将对二元logistic回归分析的协变量进行设置，如表7。 将数据进行分类后，我们预测的正确率达到了66.0%，大于50%，因此我们认为本次的回归预测模型是合理的(当预测的正确率大于0.5时，我们就认为回归模型是合理的)。 经过回归系数显著性的逐步剔除，年龄段、职业、是否已有住房这3个协变量的显著性检验p值小于0.05，表明这3个量是显著的，结果如表8显示。从而得到最后的二元logistic回归方程： ln ( p 1 − p ) = 2.454 − 0.351 x 2 − 0.386 x 3 − 0.487 x 5 则有： p = e ( 2.454 − 0.351 x 2 − 0.386 x 3 − 0.487 x 5 ) 1 + e ( 2.454 − 0.351 x 2 − 0.386 x 3 − 0.487 x 5 ) 年龄段协变量的系数为负，即年龄段与是否觉得该政策起到了一定作用呈负相关关系，可以得出年龄段相对偏小的摇号市民，会更觉得该政策起到了作用，这是合理的，符合我们的预期，年轻人更能适应新政策，也会较灵活的感知房价经济等相关状况，面对高房价压力，能够感觉到政策起到了缓解调控作用；职业与是否已有住房协变量的系数均为负，即职业与住房情况与是否觉得该政策起到了一定作用均呈负相关关系，根据两个协变量各自的设定，可以得出职业为公务员、企业在职人员且有房的摇号市民，会更觉得该政策起到了作用。 综上所述，在调查范围内的年龄段越小，职业为公务员、企业在职人员，且有房的摇号市民觉得该政策对稳定目前楼市会起到一定作用。由于是否已有住房协变量的回归系数绝对值为为0.487，大于其它几个有效协变量的相关系数的绝对值，可见住房情况对摇号市民认为该政策对稳定目前楼市是否起到一定的作用的影响最大。 Table 7 Covariate setting tabl 性别(X1) 男 女 设置值 1 2 年龄段(X2) 20~30岁 30~40岁 40~50岁 50岁以上 设置值 1 2 3 4 职业(X3) 公务员、事业单位 企业在职人员 自由创业者 无业 设置值 1 2 3 4 月平均工资/元(X4) 5000以下 5000~10，000 10，000以上 设置值 1 2 3 是否已有住房(X5) 有 无 设置值 1 2 表7. 协变量设定表 Table 8 Variable table in equatio B S.E. Wald 自由度 显著性 Exp(B) 步骤1 a 年龄段 −0.351 0.124 8.019 1 0.005 0.704 职业 −0.386 0.115 11.322 1 0.001 0.680 是否已有住房 −0.487 0.202 5.837 1 0.016 0.614 常量 2.454 0.536 20.967 1 0.000 11.636 表8. 方程式中的变量表
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user: 6. 结论 在杭州购房摇号政策的满意度调查分析中，我们从交叉分析，因子分析及回归分析中得到部分关于满意度的调查结论，总的来说，无房家庭对购房摇号政策的满意度更为高一些，并且摇号人群对意愿面积为120平米以下的房子更为倾向满意，在报名方式上人们比较满意于线上报名，在户型上大多数人希望不同户型应该区分，中签率上普遍民众都不满意，希望能适当改善中签率，对房源质量及信息的公开程度较为满意。以下我们分别从三个分析角度详细阐述结论： 1) 对交叉分析数据的结论：在不同户型不区分方面，高达87.9%的人认为售楼商在给出房源时有必要进行户型的区分，说明即使是房源供不应求时，群众在买房时依然会慎重考虑自己所需要的户型。将不同户型是否应进行区分与不同户型不区分是否会给弃选比例带来影响进行交叉分析，可知认为不同户型应该进行区分的人认为不同户型若不区分会造成弃选比例的上升。 2) 对因子分析数据的结论：在对发展期望的因子分析中，摇号市民更希望验资等相关部门效率的提高以及流程更便捷，其次为价格质量因子。对发展期望作数据分析，表明了摇号市民对政策的期望，侧面反映这个政策不完善的方面以及政府需要在控制房价稳定方面做出更加令民众信服的实质性效果。 3) 对二元logistic回归数据的结论：在调查范围内的年龄段越小，职业为公务员、企业在职人员，且有房的摇号市民觉得该政策对稳定目前楼市会起到一定作用。由于是否已有住房协变量的回归系数绝对值为0.487，大于其它几个有效协变量的相关系数的绝对值，可见住房情况对摇号市民认为该政策对稳定目前楼市是否起到一定作用的影响最大。
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user: 7. 建议 1) 针对政府：可以适当增加对摇号楼盘的土地供应 [ 8 ]，并且适当改善中签率，应在报名登记时将不同户型进行区分，使摇号流程与意愿户型相结合，可以降低弃选比例，并且可以保证民众能够摇到自己所需要的户型；完善并加强银行验资制度、预审效率及监督体系；提高公证机构主持摇号的透明度，确保摇号软件正常运行，全程利用媒体现场直播。 2) 针对开发商：严格遵守杭州购房摇号政策的相关事宜，做到遵纪守法，依法按照购房摇号政策的流程办事，勿对公证人员等人进行贿赂，保证出售方的公平公正，多渠道公开摇号楼盘信息，可以在报纸，广播电台，微信公众号及网站多方面公布信息，可以让更多想购房的群体注意到，并且明确所售户型，让客户能更直观看到自己所需户型比例及各项基本信息。 3) 针对购房摇号人群：在充分了解购房摇号政策之后，并且自身在满足政策要求的前提下，若是准备参与购房摇号，可以参考政策中的细则要求或是询问相关工作人员相关事宜，并且提前准备好报名的各项材料，在整个过程中做到遵纪守法，按照购房摇号政策中的流程办事，勿对公证人员等人进行贿赂，保证购买方的公平公正性。
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user: 摘 要 大豆是我国重要的战略作物，其需求却长期依赖进口，尤其是从美国进口。在中美贸易战的背景下，以我国近两年大豆进口量为例，运用描述统计学的方法分析贸易战形势下我国大豆进口贸易变化情况。中美贸易战时期我国大豆贸易关系的转变，能为今后我国大豆产业政策的制定提供思路，并为今后可能出现的经济问题做出预警。 关键词 :大豆贸易，贸易战，描述统计 Copyright © 2019 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 在当前贸易战形势下，大豆贸易作为中美贸易往来的重要一环，不得不做出战略性的调整。研究贸易战形势下我国大豆进口贸易的变化情况，为制定大豆贸易相关政策提供思路，并为我国相关产业的发展趋势做出预警，在国际贸易联系越来越紧密的今天，我们要如何处理好自身产业的优化升级，以此应对好国际形势的风云变幻。李开鹏 [ 1 ] 表示中国商务部发布了大豆在内的对美反制清单以后，国内大豆及相关农产品期货价格波动迅速放大，文章分析了中美贸易摩擦对国际大豆的影响，借鉴日德贸易经验分析了中美贸易摩擦对国际大豆的影响，提出通过农产品以及服务贸易对美进行贸易反制，深入推进“一带一路”的国际合作，深入改革开放三项应对策略。魏浩 [ 2 ] 表示中国作为世界大豆进口第一大国，其反制美国大豆进口将改变大豆的全球贸易格局。在充分利用国际资源满足国内消费需求以及服务经济发展的同时，一定要高度重视进口市场的多元化战略，农产品如此，资源能源类产品如此，技术类产品更是如此。徐斯 [ 3 ] 通过分析中美大豆贸易的发展情况，关注加征关税对双方产品市场产生的影响。指出大豆作为敏感度较高的农产品，价格变化会对种植农户、大豆压榨企业产生影响，需密切关注。应加强中美进出口细分产品的分析研究，预判贸易摩擦对大豆产业链的影响，积极稳妥应对贸易摩擦。 贸易战打响之后，我国拟定对美反制清单以来，学者们在贸易战背景下，从价格、关税等方面研究了我国大豆进口贸易存在的一些问题，本文选取了2017年度以及2018年度我国大豆进口数据，对贸易战前后我国大豆贸易变化情况运用统计学的方法做出了更为详尽的分析，更全面，也更具说服力。