DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 材料与方法 3.1. 数据来源与处理 本文采用的LAI数据为Yuan等 [ 16 ] 提出的改进LAI数据产品(http://globalchange.bnu.edu.cn/research/lai)。该数据集基于MODIS LAI产品(MODIS15 A2)，首先采用改进的瞬时空间滤波算法和数据质量信息获取高质量数据，然后利用SG滤波算法生成改进的MODIS LAI产品，修正了原产品在时空上的不连续、不一致等问题。该数据产品的时间跨度为2000~2016年，时间分辨率为8天，每年获取46景影像，空间分辨率为1 km。通过MODIS Reprojection Tools (MRT)进行投影和拼接，经过裁剪获取研究区的LAI数据集(2000~2016年)，采用均值法，分别计算各年及其四季(春季为3~5月、夏季为6~8月、秋季为9~11月、冬季为12月~次年2月)的平均LAI，计算公式为： LAI = ∑ i = 1 n LAI i n (1) 其中，LAI i 为第i景LAI值，n为研究的时间序列内LAI的数量。 3.2. 变化趋势分析 采用线性回归的方法拟合各像元LAI在年和季节的变化趋势。以时间t作为自变量，LAI作为因变量y，拟合的直线方程为y = a + bt，b为LAI随时间t变化的线性回归系数 [ 15 ]，计算公式为： b = ∑ i = 1 n i × LAI i − ( ∑ i = 1 n i ) ( ∑ i = 1 n LAI i ) / n ∑ i = 1 n i 2 − ( ∑ i = 1 n LAI i ) 2 / n (2) 式中n为研究时段影像数量，LAI为第i年(或季节)的LAI。其中，b > 0表示LAI变化为增加趋势，b < 0表示LAI变化为减少趋势。采用P值进行显著性检验，P < 0.01为极显著，P < 0.05为显著。结合基于像元的趋势分析法模拟LAI空间变化趋势斜率b值和P值，将变化趋势分为5个等级(表1)。 Table 1 Change trends of LA 变化等级 极显著减少 显著减少 不显著变化 显著增加 极显著增加 条件 b < 0，P < 0.01 b < 0，0.01 < P < 0.05 P > 0.05 b > 0，0.01 < P < 0.05 b > 0，P < 0.01 表1. LAI变化趋势
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user: 5. 结论 本研究利用2000~2016年LAI产品数据，探讨了淮河流域及其流域内四省(河南、江苏、安徽和山东)的LAI时空变化特征。研究结论如下： 1) 从2000~2016年年均和季均LAI来看，淮河流域年均LAI的空间分布整体呈现南高北低的趋势，淮河流域年均LAI为1.16。夏季LAI > 春季LAI > 秋季LAI > 冬季LAI，春季和夏季的LAI空间差异较为明显。从分省特征来看，安徽省LAI最大，山东省LAI最小。 2) 从年变化趋势来看，2000~2016年淮河流域LAI整体呈现极显著增长趋势(P = 0.003)，年增长率为0.011，显著增加和极显著增加的面积比例为13.8%和38.0%，说明整个淮河流域植被恢复得到显著改善。安徽省和河南省年LAI为极显著增加趋势，山东省年LAI为显著增加趋势，而江苏省年LAI年变化趋势并不显著。 3) 从季节变化趋势来看，流域春季LAI呈现极显著增加趋势，流域秋季LAI呈现显著增加趋势，而流域夏季和秋季LAI变化并不显著。各省LAI春季和冬季变化趋势基本一致，但夏季和冬季变化不一致。
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user: 摘 要 为探寻马克思主义中国化研究的前沿演进与热点领域，采用知识图谱对中文社会科学引文索引(CSSCI)上的673篇文献进行可视化分析，结果显示：1) 马克思主义中国化研究的热点领域主要集中在“毛泽东思想”“马克思主义大众化”“邓小平理论”三大方面；2) 马克思主义中国化研究的前沿演进主要包括新中国成立初期、改革开放新时期、新时代三个主要阶段。 关键词 :马克思主义中国化，毛泽东思想，邓小平理论，可视化图谱 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 随着马克思主义中国化的最新成果——习近平新时代中国特色社会主义思想的提出，“马克思主义中国化”再次成为学界研究的热点。对马克思主义中国化理论成果的研究、梳理和总结，有助于广大人民群众理解和掌握这一“物质力量”，从而成为实现中华民族伟大复兴的“武器”。但以往对马克思主义中国化研究前沿与热点的探寻，大多基于传统文献分析方法的归纳和总结，难以完整把握文献资料中隐藏的结构与线索，无法对后续研究的纵深推进提供有力的支撑。基于此，本文采用文献计量分析法，借助CiteSpace信息可视化软件，对文献变化趋势、研究机构、关键词共现及原创作者共被引等不同维度进行可视化统计分析，试图以清晰的“图谱”呈现出我国对马克思主义中国化研究的总体样貌与发展趋势，以期为相关学者的研究提供有力支撑。
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user: 2. 数据来源及研究方法 (一) 数据来源 本文主要采用CSSCI (Chinese Social Science Citation Information)数据库的文献数据进行可视化分析。但为确保文献分析的科学性，还采集了CNKI (中国知网)数据库的数据进行对比论证。CSSCI数据库的数据采集时间为2019年8月12日。因为《中文社会科学引文索引》于1998年上半年被列入南京大学重大项目，因此数据时间跨度为1998~2019年。数据采集的限定条件为“主题 = 马克思主义中国化”，通过检索共得到1513条数据，再选择学科类别为“马克思主义”、数据类型为“论文”进行精炼检索，筛选得到673条有效数据。CNKI数据库的数据采集时间为2019年8月12日。选择CNKI期刊高级检索，数据采集限定条件为“主题 = 马克思主义中国化”，文献分类选择“哲学与人文科学”、“社会科学I辑”和“社会科学II辑”三项，来源类别选择CSSCI，数据时间跨度仍为1998~2019年。检索得到6749条结果。 (二) 研究方法 本文采用可视化图谱分析的方法对文献数据进行对比研究。CSSCI数据库来源数据使用CiteSpace可视化软件进行分析。通过将所采集数据进行可视化处理，能够更加直观地将大量数据中隐含的“结构、规律和分布情况”以“科学知识图谱”的方式呈现出来。CNKI数据库来源数据使用数据库自带“计量可视化分析”功能，该功能能够将所选择数据进行统计，并以统计图或统计表的方式直观地展示出来。主要包括数据的总体趋势、关键词、作者、机构、期刊等分布情况。除此之外，还能以关系网络图的方式呈现出文献的“关键词共现网络”，能够直观明了地展示出关键词之间的共现关系。
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user: 摘 要 在本文中，我们提出了比较异方差的多个逆高斯分布的广义检验方法，并且在各种参数配置下与已有方法的进行了广泛的数值模拟。模拟结果说明本文所提方法具有较好的频率性质。 关键词 :逆高斯分布，广义p值，参数自助法 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 逆高斯分布(IG)是一类连续分布的双参数族，其概率密度函数可以表示为： f ( x ; μ ， λ ) = ( λ 2 π x 3 ) 1 2 exp { − λ ( x − μ ) 2 2 μ 2 x } ， x ， μ ， λ > 0 其中 μ 代表整体均值，参数 λ 是尺度参数。“逆高斯分布”是由Tweedie (1945，1956)提出，它被应用于许多领域，包括心脏病学，水文学，人口统计学，语言学，就业服务，劳动争议和金融 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]，IG分布被认为是一个有效的替代高斯分布的建模方法。 事实上，IG分布有几个类似于高斯分布的性质。例如，在同方差条件下检验k个IG均值是否相等的问题上，存在ANORE (倒数分析)和F检验 [ 1 ]，它与高斯情况下的ANOVA (方差分析)和F检验类似。然而，ANORE和F检验在异方差的情况下是无效的。Tian [ 4 ] 首次提出了一种广义检验变量法(GV)来解决这一问题。随后Ma等 [ 5 ] 提出了一种参数自助方法(PB)，并对PB方法和Tian的方法的I类错误率进行了数值研究。最近，Chang等人 [ 6 ] 和Soltan等人 [ 7 ] 讨论了逆高斯尺度参数的同质性检验，Zhang [ 8 ] 提出了来自逆高斯分布均值两两比较的同时置信区间。 在本文中，我们首先提出了一个针对比较逆高斯分布的广义检验方法，并与其他两种方法在不同参数配置下进行蒙特卡罗仿真比较。据此，本文的主要工作如下：首先介绍了新的广义检验方法；第3部分对新方法、GV和PB三种方法的I型错误率进行了广泛的数值模拟，以研究它们在各种参数配置下的性能。
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user: 2. 广义检验方法 定义 X i 1 ， X i 2 ， ⋯ ， X i n i 是来自 I G ( μ i ， λ i ) 分布的随机样本， X ¯ i = 1 n i ∑ j = 1 n i X i j ，   V i = ∑ j = 1 n i ( 1 X i j − 1 X ¯ i ) ，   1 ≤ i ≤ k 其中 X ¯ i ~ I G ( μ i ， n i λ i ) 和 λ i V i ~ χ 2 ( n i − 1 ) 。本文的重点是对以下假设进行假设检验 H 0 : μ 1 = ⋯ = μ k ↔ H 1 : μ i ≠ μ j forsome i ≠ j 我们定义矩阵H为 H = ( 1 0 ⋯ 0 − 1 0 1 ⋯ 0 − 1 ⋮ ⋮ ⋱ ⋮ ⋮ 0 0 ⋯ 1 − 1 ) ( k − 1 ) × k 记 θ = H μ − 1 ，其中 μ − 1 = ( μ 1 − 1 ， ⋯ ， μ k − 1 ) ′ 。则上述假设问题可以等价于 H 0 : θ = 0 ↔ H 1 : θ ≠ 0 与Chang ( [ 6 ])文章中提到的类似， μ i − 1 的广义枢轴量可以定义为 T μ i − 1 = ( X ¯ i − μ i μ i X ¯ i V i / n i ( n i − 1 ) x ¯ i v i n i ( n i − 1 ) + 1 ) ⋅ 1 x ¯ i = ( W i x ¯ i v i n i ( n i − 1 ) + 1 ) ⋅ 1 x ¯ i ， 1 ≤ i ≤ k 其中 | W i | ~ | t ( n i − 1 ) | ，就是说， W i 2 ~ F ( 1 ， n i − 1 ) 。事实上，根据Chhikara [ 1 ] 等人的分析，当 n i 很大和/或者 λ i / μ i 很大时， W i 可以被视为近似服从 t ( n i − 1 ) 分布。因此， T μ i − 1 可以被重新写为 T μ i − 1 = ( t n i − 1 x ¯ i v i n i ( n i − 1 ) + 1 ) ⋅ 1 x ¯ i 因此，我们可以得到 E ( T μ i − 1 ) = x i − 1 ，   V a r ( T μ i − 1 ) = V a r ( W i 2 ) ⋅ x ¯ i v i n i ( n i − 1 ) ⋅ 1 x ¯ i 2 = v i n i ( n i − 3 ) x ¯ i ， 于是对于我们感兴趣的参数 θ ，广义检验变量为 T θ = H T μ − 1 = H ( T μ 1 − 1 ， ⋯ ， T μ k − 1 ) ′ 及其观测值 t θ = H μ − 1 = ( μ 1 − 1 − μ k − 1 ， ⋯ ， μ k − 1 − 1 − μ k − 1 ) ′ ，并且期望和方差分别为 E ( T θ ) = E ( H T μ − 1 ) = H [ E ( T μ 1 − 1 ) ， ⋯ ， E ( T μ k − 1 ) ] ′ = ( x 1 − 1 − x k − 1 ， ⋯ ， x k − 1 − 1 − x k − 1 ) ′ Σ = C o v ( T θ ) = C o v ( H T μ − 1 ) = H ⋅ C o v ( T μ − 1 ) ⋅ H ′ = H ⋅ d i a g [ V a r ( T μ 1 − 1 ) ， ⋯ ， V a r ( T μ k − 1 ) ] ⋅ H ′ 进而，上述假设的标准化广义检验变量为 T = [ T θ − E ( T θ ) ] ′ ⋅ Σ − 1 ⋅ [ T θ − E ( T θ ) ] ，其观测值为 t = [ θ − E ( T θ ) ] ′ ⋅ Σ − 1 ⋅ [ θ − E ( T θ ) ] 。 通过以上推导，我们可以明显看出，广义检验变量T的值不含讨厌参数，T的分布也不依赖于任何未知参数。此外，对于给定 x ¯ i 和 v i ， 1 ≤ i ≤ k ，当 θ 和0之间差距较大时，T趋向于取更大的值。Weerahandi [ 9 ] 和Tusi and Weerahandi [ 10 ] 引入广义p值的概念来衡量数据在多大程度上支持或反对原假设。在本文中我们也使用广义p值进行衡量，p值被定义为 p = P r ( T ≥ t | H 0 ) = P r ( T ≥ t 0 ) 其中 t 0 = E ( T θ ) ′ ⋅ Σ − 1 ⋅ E ( T θ ) 表示在原假设情况下T的观测值。当广义p值小于检验水平 α 时，这个检验将拒绝原假设。 数值模拟方法可以通过以下步骤来估计广义p值： 给定来自相应IG分布的k个独立样本， 1) 分别计算 x ¯ i 和 v i ， 1 ≤ i ≤ k ，得到 E ( T θ ) ， Σ 和 t 0 。 2) 产生 t i ~ t ( n i − 1 ) ，并且计算 T θ 和T的值。 3) 将第2步重复M次，得到M个T值。 4) 计算T大于等于 t 0 的比例。 当M足够大时，广义p值可以用比例来近似。
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user: 3. 数值模拟 在本节中，我们将给出本文方法与Tian [ 4 ] 中的广义检验变量方法(GV)和Ma和Tian [ 5 ] 中的参数自助方法(PB)的第一类错误概率比较的数值结果。为了评估每种方法的势，我们使用在第二节中给出的方法，先产生N组样本，分别得到N个对应的p值，则p值小于检验水平 α 的比率表示某一检验方法的功效。一般的，我们设置 N = 5000 和 α = 0.05 。三种方法的模拟次数均为 M = 5000 。 表1~3中我们给出了在同方差和异方差情况下当k = 3，6，20时以及总体均值从很小到中等大得到的检验的第一类错误概率。由模拟结果可知： 1) 只有当k足够小时，如k = 3的情况下，Tian的检验方法才有效。随着k的增加，其第一类错误概率明显增大，即使提供大样本也无效。 2) 一般来说，PB方法在k值适中的情况下具有令人满意的性能。然而，当k太小或太大时，第一类错误概率会稍微激进一些，比如k = 3或者k = 20。特别是当样本量小的情况下，k值大或小其第一类错误概率都会明显超过名义水平。 3) n的值倾向于影响所提出的广义检验方法的第一类错误概率，而不是k的值。模拟结果表明，当n较小时，新方法的计算结果相对保守。相反，当样本量过大时，第一类错误概率会略高于名义水平。 Table 1 The simulation results about k = Sample size k=3 n = (5，5，5) n = (5，10，15) n = (10，30，50) λ u GV PB New GV PB New GV PB New (1，1，1) 0.05 0.035 0.067 0.026 0.048 0.063 0.040 0.046 0.048 0.047 0.1 0.035 0.068 0.026 0.047 0.061 0.041 0.048 0.051 0.050 1 0.040 0.064 0.029 0.044 0.058 0.037 0.050 0.053 0.051 5 0.044 0.054 0.035 0.050 0.056 0.043 0.047 0.047 0.049 10 0.050 0.048 0.039 0.058 0.054 0.047 0.046 0.043 0.048 (1，5，10) 0.05 0.046 0.064 0.034 0.057 0.051 0.046 0.049 0.045 0.051 0.1 0.044 0.062 0.034 0.056 0.049 0.045 0.052 0.046 0.054 1 0.047 0.060 0.036 0.056 0.047 0.045 0.050 0.045 0.050 5 0.047 0.056 0.037 0.059 0.049 0.047 0.050 0.044 0.050 10 0.047 0.047 0.037 0.062 0.050 0.052 0.047 0.040 0.049 表1. k = 3的仿真结果 Table 2 The simulation results about k = Sample size k = 6 na nb nc λ u GV PB New GV PB New GV PB New (1，5 s) 0.05 0.076 0.044 0.03 0.073 0.049 0.04 0.055 0.044 0.045 0.1 0.073 0.043 0.029 0.076 0.052 0.043 0.055 0.044 0.049 1 0.075 0.037 0.030 0.074 0.051 0.042 0.063 0.050 0.052 5 0.075 0.036 0.032 0.069 0.043 0.038 0.058 0.044 0.050 10 0.083 0.034 0.035 0.072 0.042 0.042 0.059 0.047 0.051 (1，1，5，5，10，10) 0.05 0.082 0.044 0.035 0.078 0.044 0.045 0.06 0.045 0.053 0.1 0.081 0.044 0.033 0.077 0.047 0.047 0.059 0.044 0.052 1 0.077 0.040 0.031 0.079 0.047 0.044 0.061 0.046 0.052 5 0.08 0.040 0.033 0.080 0.045 0.047 0.059 0.046 0.050 10 0.084 0.041 0.035 0.080 0.051 0.049 0.069 0.047 0.047 表2. k = 6的仿真结果 na: n = (5，4s，5); nb: n = (5，10，15，5，10，15); nc: n = (10，30，50，10，30，50). Table3. The simulation results about k = 20 表3. k = 0的仿真结果 na: n = (5，20 s); nb: n = (5，10，15，20，30， 5，10，15，20，30， 5，10，15，20，30， 5，10，15，20，30); nc: n = (10，20，30，50，80， 10，20，30，50，80， 10，20，30，50，80， 10，20，30，50，80).
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user: 4. 结论 IG分布被广泛用于描述和分析正向右偏的数据。在本文中，我们提出了一个广义检验方法。仿真研究表明，当样本量较小时，我们的方法相对保守。但是，当样本量较大时，所给检验方法仍然能够控制第一类错误概率。
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user: 摘 要 本文将经典Brunn-Minkowski理论中对偶仿射均质积分的概念及相关不等式推广到Orlicz空间，提出了对偶Orlicz混合仿射均质积分的概念，建立了对偶Orlicz混合仿射均质积分的Orlicz-Minkowski不等式和Orlicz-Brunn-Minkowski不等式。 关键词 :星体，Orlicz空间，对偶Orlicz混合仿射均质积分，Orlicz-Minkowski不等式，Orlicz-Brunn-Minkowski不等式 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: 2. 预备知识及引理 如果 K 1 ， ⋯ ， K r ∈ S o n ， λ 1 ， ⋯ ， λ r ∈ ℝ ，那么径向Minkowski线性组合， λ 1 K 1 + ˜ ⋯ + ˜ λ r K r ，被定义为 λ 1 K 1 + ˜ ⋯ + ˜ λ r K r = { λ 1 x 1 + ˜ ⋯ + ˜ λ r x r : x i ∈ K i } . 当 K ， L ∈ S o n ， α ， γ ≥ 0 时， α ( K + ˜ L ) = α K + ˜ α L ，     ( α + ˜ γ ) K = α K + ˜ γ K . 由此，易得 ρ α K + ˜ γ L ( ⋅ ) = α ρ K ( ⋅ ) + γ ρ L ( ⋅ ) . 对于 K ， L ∈ S o n ，在 S o n 上定义径向Hausdorff度量为 δ ˜ ( K ， L ) = max u ∈ S n − 1 | ρ K ( u ) − ρ L ( u ) | = : ‖ ρ ( K ， ⋅ ) − ρ ( L ， ⋅ ) ‖ ∞ . 若当 i → ∞ ， δ ˜ ( K i ， K ) → 0 。则星体列 { K i } 收敛于K。这意味着当且仅当 ρ K i ( ⋅ ) 一致收敛于 ρ K ( ⋅ ) 时，序列 { K i } 收敛于K。 一个紧的星形K的n维体积的极坐标公式是 V ( K ) = v o l n ( K ) = 1 n ∫ S n − 1 ρ K ( u ) n d S ( u )     . (2.1) 最近，Gardner(见 [ 14 ] )等人给出了径向Orlicz线性组合 α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L 的定义：设 K ， L ∈ S n ，如果 α ， β > 0 ， ϕ ∈ Ψ ，那么对任意 x ∈ ℝ n \ { 0 } ，径向Orlicz线性组合 α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L 被定义为 ρ α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ( x ) = inf { λ > 0 : α ϕ ( ρ K ( x ) λ ) + β ϕ ( ρ L ( x ) λ ) ≤ 1 } ， (2.2) 并有 α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ∈ S n ，由(2.2)可以知道， ρ α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L 在 S n − 1 上是Borel可测的。 等价地，设 K ， L ∈ S n ，如果 ϕ ∈ Ψ ， ρ K ( u ) + ρ L ( u ) > 0 ，那么对于任意 u ∈ S n − 1 ，径向Orlicz线性组合 α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L 亦可定义为 α ϕ ( ρ K ( u ) ρ α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ( u ) ) + α ϕ ( ρ L ( u ) ρ α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ( u ) ) = 1. (2.3) 那么，当 K ， L ∈ S o n 时， α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ∈ S o n 。 引理2.1：设 K ， L ∈ S o n ， α ， β > 0 ，如果 ϕ ∈ Ψ ，那么对于 T ∈ G L ( n ) ， T ( α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ) = α ∗ T K + ˜ β ϕ ∗ T L     . 证明：对于任意 x ∈ ℝ n − 1 \ { 0 } ，由等式(1.3)和径向Orlicz线性组合的定义(2.2)，得 ρ ( α ∗ T K + ˜ β ϕ ∗ T L ， x ) = inf { λ > 0 : α ϕ ( ρ T K ( x ) λ ) + β ϕ ( ρ T L ( x ) λ ) ≤ 1 } = inf { λ > 0 : α ϕ ( ρ K ( T − 1 x ) λ ) + β ϕ ( ρ L ( T − 1 x ) λ ) ≤ 1 } = ρ ( α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ， T − 1 x ) = ρ ( T ( α ∗ K + ˜ β ϕ ∗ L ) ， x ) . 引理2.2：设 K ， L ∈ S o n ， α ， β > 0 ，且 i = 0 ， 1 ， ⋯ ， n − 1 ，如果 ϕ ∈ Ψ ，那么对于 ξ ∈ G ( n ， i ) ， ( α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ) ∩ ξ = α ∗ ( K ∩ ξ ) + ˜ ϕ β ∗ ( L ∩ ξ ) . 证明：设 ξ ∈ G ( n ， i ) 是任意固定的，记 S i − 1 = S n − 1 ∩ ξ 。对于 u ∈ S i − 1 和 Q ∈ S o n ，有 ρ Q ( u ) = ρ Q ∩ ξ ( u ) 。由此，利用 α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L 的定义，对 u ∈ S i − 1 ，可得 α ϕ ( ρ K ∩ ξ ( u ) ρ ( α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ) ∩ ξ ( u ) ) + β ϕ ( ρ L ∩ ξ ( u ) ρ ( α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ) ∩ ξ ( u ) ) = 1. 另一个方面，利用 ξ 上 α ∗ ( K ∩ ξ ) + ˜ ϕ β ∗ ( L ∩ ξ ) 的定义，可得 α ϕ ( ρ K ∩ ξ ( u ) ρ α ∗ ( K ∩ ξ ) + ˜ ϕ β ∗ ( L ∩ ξ ) ( u ) ) + β ϕ ( ρ L ∩ ξ ( u ) ρ α ∗ ( K ∩ ξ ) + ˜ ϕ β ∗ ( L ∩ ξ ) ( u ) ) = 1. 因此，在 ξ 中， ( α ∗ K + ˜ ϕ β ∗ L ) ∩ ξ 和 α ∗ ( K ∩ ξ ) + ˜ ϕ β ∗ ( L ∩ ξ ) 是同一个星体。 Gardner (见 [ 14 ] )等证明了如下对偶Orlicz混合体积的对偶Orlicz-Minkowski不等式。 引理2.3：如果 K ， L ∈ S o n ， ϕ ∈ Ψ ，那么 V ˜ ϕ ( K ， L ) ≤ V ( K ) ϕ ( ( V ( L ) V ( K ) ) 1 n ) ， 等号成立当且仅当K和L互为膨胀。
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user: 3. 主要结果的证明 首先获得了对偶Orlicz混合仿射均质积分的一些基本性质。 性质3.1：如果 K ， L ， L 1 ， L 2 ∈ S o n ， ϕ ∈ Ψ ，那么 1) Φ ˜ ϕ ， i ( K ， K ) = ϕ ( 1 ) Φ ˜ i ( K ) = Φ ˜ i ( K ) 。 2) Φ ˜ ϕ ， 0 ( K ， L ) = V ˜ ϕ ( K ， L ) 。 3) 如果 L 1 ⊆ L 2 ，那么 Φ ˜ ϕ ， i ( K ， L 1 ) ≤ Φ ˜ ϕ ， i ( K ， L 2 ) 。 4) 当 T ∈ S L ( n ) 时， Φ ˜ ϕ ， i ( T K ， T L ) = Φ ˜ ϕ ， i ( K ， L ) 。 我们只给出性质(4)的证明。 证明：设 ξ ∈ G ( n ， n − i ) ，记 S n − i − 1 = S n − 1 ∩ ξ 。如果 T ∈ S L ( n ) = { T ∈ G L ( n ) : | T | = 1 } ，则对于 u ∈ S n − i − 1 ， Q ∈ S o n ，有 。当 时，记 ，利用对偶Orlicz混合体积(1.8)和等式(1.3)，使得当 ， 时，可得 由此，当 时，根据对偶Orlicz混合仿射均质积分的定义，可得 设 ，规范化的仿射均质积分的对偶conical测度 可被定义为 (3.1) 其中， 是 上的Haar测度。显然，规范化的仿射均质积分的对偶conical测度 是 上的一个概率测度。 定理1.2的证明：利用对偶Orlicz混合仿射均质积分的定义(1.9)，对偶仿射均质积分的定义(1.4)，引理2.3，Jensen不等式(见 [ 14 ] )，Höld不等式以及严格增的凹函数 ，可得 则所需不等式成立。 若上述不等式的等号成立，由于 是严格增的函数，则对偶Minkowski不等式的等号成立。因此存在 使得 ，从而对任意 ，有 。 反之，当 时，利用对偶Orlicz混合仿射均质积分的定义(1.9)，可得 当 时，对偶Orlicz混合仿射均质积分的对偶Orlicz-Minkowski不等式(1.10)变为袁俊(见 [ 9 ] )的混合p次对偶仿射均质积分的Minkowski不等式(1.6)。 推论3.2：设 ， ，且 。如果 (3.2) 或者 (3.3) 则 。 证明：若(3.2)成立，令 ，根据 ，对偶Orlicz混合仿射均质积分的定义(1.9)，以及对偶仿射均质积分的定义(1.4)，得到 由此，利用定理1.2，可得 等号成立当且仅当K和L互为膨胀。因为 在 上是严格增的，则 等号成立当且仅当K和L互为膨胀。如果取 ，类似地，可得 ，等号成立当且仅当K和L互为膨胀。因此， 。由于K和L具有相同的对偶仿射均质积分，则 。 若(3.3)成立，如果令 ，根据 ，对偶Orlicz混合仿射均质积分的定义(1.9)，以及对偶仿射均质积分的定义(1.4)，得到 根据定理1.2，就有 等号成立当且仅当K和L互为膨胀。因为 在 上是严格增的，则 等号成立当且仅当K和L互为膨胀。如果取 ，类似地，可得 ，等号成立当且仅当K和L互为膨胀。因此， 。由于K和L具有相同的对偶仿射均质积分，则 。 为了证明定理1.3，我们还需以下引理： 引理3.3：设 ， 。 1) 如果K和L互为膨胀，那么对于 ，K和 互为膨胀。 2) 设 ，如果K和 互为膨胀，则K和L互为膨胀。 证明：为了证明(1)，假设存在常数 ，使得 。令 。径向Orlicz线性组合的定义表明函数 为 的唯一解。 另一方面，存在 使得 这意味着 因此， 。 为证明(2)，假设存在常数 使得 。于是对任意 ，有 这表明，对于 ， 是一个常数。由 的性质可知 和L互为膨胀。 定理1.3的证明：为方便起见，令 于是，当 时，利用引理2.2，可得 对于 ， 的定义表明 (3.4) 因此，利用 ，对偶仿射均质积分的定义(1.4)，(3.4)式，Minkowski不等式以及定理1.2，可得 从而所需不等式得证。根据定理1.2和引理3.3，定理1.3等号成立的条件可立即得出。 当 时，对偶Orlicz混合仿射均质积分的对偶Orlicz-Brunn-Minkowski不等式(1.11)变为袁俊(见 [ 9 ] )的对偶仿射均质积分的Brunn-Minkowski不等式(1.7)。
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user: 摘 要 椅式双排桩作为一种新型的深基坑支护结构，目前尚无简单而有效的设计方法。本文基于Winkler地基梁基本思想，在忽略桩土竖向摩擦效应及空间效应的条件下，将荷载传递矩阵法与平面杆系结合，构建了椅式双排桩工作性状分析的整体刚度矩阵，编制了相应的Matlab计算程序，并进行了相应的工程计算及影响因素分析。工程计算结果表明，计算位移与监测位移具有较好的一致性，计算内力有较好的规律性和可比性，可供椅式双排桩支护结构设计参考。 关键词 :椅式双排桩，荷载传递矩阵法，Winkler地基，弹性抗力系数 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 因双排桩具有空间刚度大、可调性强、适用于复杂多变的场地条件，是深基坑常用的一种支护方式，该支护结构包括前排桩、后排桩及连接前、后排桩的连梁，其作用机制主要是通过连梁发挥空间效应，并与桩土协同工作，支挡基坑开挖引起的不平衡土压力，达到保持坑壁稳定、控制变形、满足施工和相邻环境安全要求。目前，双排桩支护结构的设计计算方法大致可分为极限平衡法 [ 1 ] [ 2 ]、数值计算法 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]、弹性抗力法 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ]。椅式双排桩是在门型双排桩基础上创新发展而成，目前对于椅式双排桩的设计计算方法与实践探讨的相关论述极少。个别学者基于数值模拟等手段对椅式双排抗滑桩进行过初步探讨 [ 9 ] [ 10 ]。对椅式双排桩在深基坑中的应用及设计计算方法研究还罕见相关报道。因此，本文基于Winkler地基梁的基本思想，将荷载传递矩阵法与平面杆系结合，构建了椅式双排桩工作性状分析的总体刚度矩阵，编制了相应的程序，且依托工程案例进行了探讨。
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user: 3. 工程算例与验证 3.1. 工程概况 为验证椅式双排桩支护结构计算方法的合理性，以作者所设计的株洲市万博珑B馆项目基坑工程为算例。本工程场地为南高北低，根据现场地地坪标高，结合周边道路路面标高，场地整平标高，基坑开挖深度分别为4.5 m~9.0 m不等。本次基坑支护总长度约460 m。该工程地下室边线距用地红线6.0~10 m。现以开挖深度9.0 m的南侧椅式双排桩支护段为例进行计算分析。根据场地岩土工程勘察报告揭露，南侧开挖后，组成基坑侧壁岩土主要为：① 4.1 m厚杂填土；② 5.3 m厚硬塑粉质黏土；③ 6.2 m厚强风化泥质粉砂岩；④ 中风化泥质粉砂岩，未揭穿。相关岩土参数如表1所示。 Table 1 Physical parameters of soi 土层名称 重度(KN/m 3 ) 内摩擦角(˚) 粘聚力(kPa) 素填土 19.5 10.0 10.0 粉质黏土 20.1 16.0 30.5 强风化泥质粉砂岩 23.2 40 (综合内摩擦角) 中风化泥质粉砂岩 24.3 48 (综合内摩擦角) 表1. 土的物理参数 3.2. 支护结构设计计算 根据本工程场地地形情况，为方便基坑土方开挖，经专家论证，最终基坑南侧决定基坑支护采用椅式双排桩支护结构，单排双轴水泥土搅拌桩止水。前、后排桩桩顶标高均与现状地面标高相同，前排桩桩顶标高比后排桩桩顶低4.0 m，结构形式如图1所示。前、后排直径均为1.0 m，间距2.0 m，排距4.0 m。两排桩在坑底以下的嵌固深度均为11.0 m。前、后排桩及连系梁标高比后排桩桩顶冠梁标高低4.0 m。前、后桩桩顶冠梁截面尺寸为1100 × 800 mm，连接前、后排桩的连系梁为厚度是800 mm的钢筋混凝土板，所有构件混凝土强度等级均为C30。 实际计算中，桩底边界条件采用铰支座。前、后排桩坑底以下的嵌固段按“m”法计算，将嵌固段分成22段，每段长0.5 m。坑底以上受荷段采用刚架单元，单元长0.5 m。分两个工况计算，开挖深度4.5 m作为第一工况，开挖深度从4.5 m至9.0 m作为第二工况。计算简图如图1所示。地基系数按《建筑基坑支护技术规程》(JGJ120-2012)中的公式计算： m = 0.2 φ 2 − φ + c v b (12) 式中： c ， φ 分别为土的黏聚力(kPa)和土的内摩擦角(˚)； v b 支护结构在坑底处的水平位移(mm)，可取 v b = 10   mm 。 图2、图3分别为工况一及工况二椅式双排桩支护结构水平位移及桩身弯矩计算结果。 3.3. 工程实测结果分析 根据基坑变形监测结果，选取基坑南侧中部前后排桩桩顶监测点为代表进行对比分析。该侧第一步开挖至4.5 m (工况一)，后排桩桩顶位移达到25 mm，理论值与实测值相差4%。待前排桩及与后排桩连接的连系梁施工完成，形成椅式双排桩空间支护结构后，继续进行基坑开挖，一次开挖到坑底15天后，后排桩桩顶位移达到39.3 mm，前排桩桩顶位移达到19.5 mm，且前后排桩桩顶水平位移逐渐趋于稳定，后排桩桩顶位移理论值与实测值相差1.2%，前排桩桩顶位移理论值与实测值相差2.5%。结果表明：实测值与理论值很接近，这说明本文提出的椅式双排桩支护结构计算方法及计算模型是可行的，对椅式双排桩支护结构设计有指导意义。 图2. 椅式双排桩支护结构计算结果(工况一) 图3. 椅式双排桩支护结构计算结果(工况二)
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user: 4. 结论 本文基于Winkler地基梁基本思想，将荷载传递矩阵法与平面杆系结合应用于椅式双排桩支护结构工作性状分析。工程应用及理论计算结果表明，计算位移与监测位移具有较好的一致性，计算内力有较好的规律和可比性，为椅式双排桩支护结构设计计算提供了可参考的理论依据。
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user: 摘 要 不同于波形钢腹板，本文提供了一种新型的薄壁钢管–钢板组合式钢腹板。理论分析表明，通过钢管的变形可以降低此类钢腹板的纵向综合刚度，以达到波形钢腹板相同的效果，即降低钢腹板对钢–混组合箱梁桥中混凝土顶底板的约束作用，减小混凝土顶底板预应力、收缩、徐变以及温度作用的影响。与此同时，薄壁钢管–钢板组合式钢腹板构造简单，避免了复杂的空间曲线焊缝和波形钢板的压制，可以有效降低腹板的加工难度和成本。对比分析还表明，薄壁钢管–钢板组合式钢腹板在相同刚度指标下，用钢量指标与波形钢腹板相当。本文初步证明这种新型的薄壁钢管–钢板组合式钢腹板具有一定的合理性和经济性。 关键词 :钢–混组合桥，波形钢腹板，薄壁钢管–钢板组合式钢腹板，纵向刚度 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 平直钢腹板PC组合箱梁桥因钢腹板平面内刚度大，导致混凝土顶底板在纵向预应力和收缩徐变作用下受到较大的约束，降低了纵向预应力的效率；同时导致钢腹板承受较大的纵向轴压力，影响其屈曲稳定性。为此，1975年法国的Campenon Bernard公司提出了以波形钢腹板代替平直钢腹板的构想，并于1986年建造了世界上第一座波形钢腹板PC组合箱梁桥—Cognac桥 [ 1 ]。这类桥梁最主要的特点是利用了波形钢腹板的褶皱效应，减小了钢腹板的纵向刚度及其对混凝土顶底板的约束作用，从而极大地提高了纵向预应力的效率，而钢腹板的折叠形状又提高了腹板的剪切屈曲强度 [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ]，与此同时，还解决了传统混凝土腹板开裂的问题，且具有造型美观、结构轻盈等特点，具有较高的桥梁美学价值。所以一经提出，便迅速得到了世界各国桥梁工程界的认可，形成了一种新型的、结构受力更合理并独具一格的钢–混凝土组合桥结构—波形钢腹板PC组合箱梁桥。 目前波形钢腹板PC组合箱梁桥的设计及施工技术已发展相当成熟，尤其在日本进行了大量的工程建设实践，其已建和在建的此类桥梁已超过300座。而自1998年起，我国东南大学、同济大学、长安大学、西南交通大学、哈尔滨工业大学、福州大学、西安市市政设计研究院、河南省交通规划勘察设计院等科研院所开启了对波形钢腹板PC组合箱梁桥的研究、设计与建造工作。在2005年，我国建成了国内第一座波形钢腹板PC组合箱梁桥—江苏淮安长征桥 [ 5 ]，并在随后的十几年内又相继建造了鄄城黄河公路大桥、桃花峪黄河大桥、深圳南山大桥、郑州朝阳沟大桥等超过百余座极具代表性的波形钢腹板PC组合箱梁桥。从建成第一座波形钢腹板PC组合箱梁桥至今十余年时间内，这类桥梁在我国的发展速度之快在桥梁工程建设领域实属罕见，究其原因在于这类桥梁具有结构轻盈、造型优美、受力合理、抗震性能好等突出的优点，才成为了我国近年来大力推广发展的新型桥梁结构形式，并逐步制定和规范相关的技术标准 [ 6 ] [ 7 ]。 波形钢腹板利用凹凸波形在偏心轴向力作用下存在的弯曲变形远大于轴向压缩变形和剪切变形的特点，减小了钢腹板的纵向水平刚度，同时折叠成型的波形钢腹板又具有了较大的面外刚度，改善了腹板的面外屈曲性能，节省了腹板加劲肋的布置。理论分析表明，波形钢腹板存在的弯曲变形，使其纵向刚度减小至一般的平直钢板的几百分之一，以至于可以完全忽略不计 [ 8 ]。因此，在现有的一些技术规程中 [ 6 ]，都假定波形钢腹板不承受轴向力，纵向弯曲时忽略波形钢腹板的纵向弯曲作用，弯矩仅由混凝土顶、底板的桁架作用承担。 但是，波形钢腹板利用突出的波折形减小其纵向刚度的同时，也导致其剪切刚度的降低，既有的研究表明，波形钢腹板的等效剪切模量近似由下式确定 [ 9 ] ： (1) 式中： 为材料的剪切模量； 和 分别为波形钢腹板的平直长度和斜段水平投影长度； 是腹板斜段与平直段之间的夹角。 从式(1)可知，由于波折形状的存在，显著降低了腹板的剪切刚度，导致腹板在剪力作用下发生不可忽略的剪切变形，进而导致梁体的变形增大，既有的一些研究表明 [ 10 ] [ 11 ]，波形钢腹板剪切变形导致波形钢腹板PC梁的变形增大可达到10%~40%。因此，此类桥梁在对于梁体变形有严格限制要求的轨道交通等领域应用时，将显著增加梁体高度，对波形钢腹板PC箱梁桥所具有的经济性和桥梁美学性造成一定程度的影响，尤其在大跨度桥梁中的应用时，这种影响更加显著，甚至随着梁高的增加，利用波形腹板达到提高剪切屈曲强度的作用也将被抵消。这样，在工程实践时因波形钢腹板的剪切屈曲稳定性问题突出，又不得不采取相应的措施。 其次，如图1所示，目前波形钢腹板大多采用模压法或冲压法冷成型加工制作，需要用到专用的模压或冲压设备，制作成本高，这是制约该类桥梁加工效率和经济性的主要因素。 图1. 波形钢腹板冷成型 [ 12 ] 此外，波形钢腹板在面外形成连续变化的折线后，还将增加腹板接长以及腹板与翼缘板的焊接施工难度，同时折线间形成大量的隐蔽折角易积留杂物，增加钢腹板自身的防腐和养护难度。而在大跨度变高梁的应用中，波形钢腹板的下缘随梁高曲线变化形成更加复杂的空间曲线，这样使得腹板的剪裁、腹板与下翼缘的焊接作业更加复杂，而在承受动活载的桥梁中，这些焊缝的质量和疲劳性能控制又至关重要，无疑会极大地提高施工难度和施工成本。因此，在现有的一些工程实践中，为了尽量规避此类工程难度，在跨度不大于60 m时，波形钢腹板PC箱梁桥通常都做成等高粱，对其美观性和工程材料用量均有影响。 考虑到现有的波形钢腹板具有这些技术缺点或难点，本文拟提出一种新型钢管-钢板组合式钢腹板可作为现有波形钢腹板的替代形式。其主要特点是：首先，利用常用的钢管和钢板简单焊接组合，可以显著降低施工制作难度，具有良好的经济性和可操作性；其次，利用钢管在纵向力作用下的屈曲变形可达到波形钢腹板所具有的纵向刚度小、有效提高纵向预应力效率的目的；最后，与波形钢腹板相比，此类组合式腹板的钢管兼具钢板的加劲作用，可以提高钢板的剪切屈曲强度和稳定性。文章基于基本力学理论分析了钢管-钢板组合式钢腹板的力学行为，表明这类腹板用于钢-混组合桥的合理性和经济性。
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user: 2. 钢管-钢板组合式腹板技术方案 如图2所示，本文提出的薄壁钢管–钢板组合式腹板是由一系列薄壁钢管和平直钢板按照一定间距对接焊接后串联而成。该构造方案焊接接长焊缝、腹板与翼缘板的焊缝都是简单的对接焊缝或直角焊缝，可以明显降低焊接施工的难度，而选用的钢板和钢管都可以是标准的成熟制品，可以省去专用设备的模压或冲压流程，降低加工制作成本。这里所采用的薄壁钢管可以是圆形、方形等各种不同形式的轧制品，达到不同的折叠效果，体现灵活的美观性。 图2. 钢管-钢腹板组合构造图 图2中所示，在原平直钢腹板中按照一定间距插入一定数量的薄壁钢管，在垂直于管壁的纵向力作用下，薄壁钢管会产生屈曲变形(图1(d)和图1(h))，使得整个串联后的组合式钢腹板纵向刚度降低，从而达到减小钢腹板对组合箱梁桥混凝土顶底板的约束作用，降低顶底板混凝土部分的收缩徐变及温度作用对腹板的影响，提高纵向预应力效率的目的。 另外，在该类组合式腹板中设置的薄壁钢管还可以对平钢板起着加劲的作用，省去了加劲肋的布置以提高了钢板的剪切屈曲强度和稳定性。
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user: 3. 技术可行性分析 3.1. 纵向刚度 根据结构力学知识，可以理论分析不同类型钢腹板的纵向刚度。取长度L、高度H相同的不同腹板为研究对象，分析钢板厚度均为t时的纵向受压特性，这里假定钢管直径为d，壁厚为 。不同类别的钢腹板的计算示意图如图3所示。 图3. 钢腹板简化计算模型 1) 平钢腹板 将平钢腹板作为对比的参照对象，可知一段长度为L的钢腹板的纵向压缩刚度为： (2) 式中： 为钢板的弹性模量，L、H和t分别为研究的钢腹板的长度、高度和腹板厚度。 2) 波形钢腹板 对于波形钢腹板可以选取一个标准单元进行分析 [ 8 ]，在纵向力作用下单元波形钢腹板的受力及弯矩如图4所示。 图4. 单元波形钢腹板受力及弯矩图 相对于弯曲变形而言，钢板的轴向和剪切变形较小，为简化，这里忽略不计。可以得到一个标准单元的波形钢腹板在纵向作用力下的纵向变形为： (3) 一段长度为L的波形钢腹板近似含有 个标准单元的波形钢腹板节段，相互之间为串联关系，串联后的钢腹板总体变形为： (4) 那么长度为L的波形钢腹板的纵向受压刚度为： (5) 与平钢腹板的刚度比为： (6) 3) 薄壁圆管–钢板组合腹板 如图3(c)所示，此类组合腹板由n个圆管和 块钢板串联而成，在纵向力作用下组合钢腹板的总变形分为两部分，第一部分为钢板的纵向压缩变形，第二部分为钢管受对称力作用下的挤压变形。其中 块串联钢板的变形为： (7) 圆管在对称集中力作用下的轴力偏离理想拱轴线，伴随轴向变形的还有弯曲变形和剪切变形，根据对称性可以分析得到圆管的弯矩图如图5所示。 那么由集中力引起的单个圆管的纵向挤压总变形可以由下式计算确定： (8) 式中：N、M、Q分别为对称力对P引起的圆管沿管壁的轴力、弯矩和剪力； 、 、 分别为单位力对引起的圆管沿管壁的轴力、弯矩和剪力。薄壁钢管的横截面可简化视为矩形截面， ， ， ，对于薄壁钢管，I是A的高阶小量，钢管的变形以弯曲变形为主，这里为了简化，忽略轴向变形和剪切变形，将不会对计算结果造成量级变化的影响，则n个串联圆管的变形为： 图5. 钢管弯矩图 (9) 薄壁圆管-钢板组合腹板总变形为： (10) 薄壁圆管-钢板组合腹板纵向受压刚度和与传统平钢腹板的刚度比分别为： (11) (12) 4) 薄壁方管–钢板组合腹板 类似于圆管，对对称性分析后可以得到方管在对称集中力对作用下的弯矩图如图6所示。图3(d)所示，此类组合钢腹板同样有一系列钢管和钢板串联而成，变形同样分为两部分，其中 块串联钢板的变形由式(7)确定，忽略轴向和剪切变形后，n个串联方管的变形为： (13) 与钢板串联后的总变形为： (14) 薄壁方管–钢板组合腹板纵向受压刚度和与传统平钢腹板的刚度比分别为： (15) (16) 图6. 方管弯矩图 取长度 的钢腹板进行对比计算，钢板厚度 ，波形钢腹板分别采用JT/T 748规范中的1200型和1600型两种类型；这里对比时，钢管–钢板组合腹板的钢管采用符合国家标准的轧制钢管，如：在 范围内设置 个直径 ，壁厚 的钢管(间隔 )，或 个400 mm × 400 mm × 8 mm的矩形方管(间隔 )。计算得到不同类型钢腹板与相同长度的传统平钢腹板的纵向刚度之比如表1所示。 Table 1 Longitudinal stiffness ratios of steel web 钢腹板类型 刚度比n 平钢腹板 1 1200型波形钢腹板 1/345 1600型波形钢腹板 1/406 薄壁圆管-钢板组合腹板 1/408 薄壁方管-钢板组合腹板 1/468 表1. 不同钢腹板纵向刚度比 计算表明，与波形钢腹板类似，薄壁钢管–钢板组合腹板同样可以减小腹板的纵向刚度，达到减小钢腹板对混凝土顶底板的约束作用、提高纵向预应力效率的目的。 3.2. 经济性 与现有的波形钢腹板相比，在相同刚度指标条件下，薄壁钢管–钢板组合式腹板的钢材用量指标相当，如表2所示。所不同的是，薄壁钢管–钢板组合式腹板不仅能显著降低钢腹板剪裁和焊接的施工难度，而且所采用的钢管可以是现有成熟的轧制制品，市场推广度高，可以避免采用专用设备进行钢板的模压或冲压制作，其加工成本也将显著降低。 Table 2 Comparison of economic indexes of steel web 钢腹板类型 用钢量(kg/m) 用钢量/刚度指标 1200型波形钢腹板 137.6 0.399 1600型波形钢腹板 134.3 0.331 薄壁圆管–钢板组合腹板 141.6 0.347 薄壁方管–钢板组合腹板 137.5 0.294 表2. 不同钢腹板经济性指标对比
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user: 4. 结论与建议 本文对提出的新型钢管–钢板组合式钢腹板进行了力学的理论分析。理论分析表明，在纵向力作用下，钢管发生压屈变形，使得整个串联后的组合式钢腹板纵向刚度降低，采用常用的国家标准规格的钢管，整个薄壁钢管–钢板组合腹板的纵向刚度可与目前常用的波形钢腹板相当。因此可以预见，在应用于钢–混组合桥时，由于腹板具有较小的纵向刚度，可以达到减小腹板对混凝土顶底板的约束作用，从而提高纵向预应力效率，降低混凝土收缩、徐变及温度作用对钢腹板的影响的目的。 另外，在具有相同刚度指标时，薄壁钢管–钢板组合腹板与波形钢腹板的用钢量指标相当，具有较好的经济性。与此同时，由于薄壁钢管–钢板组合腹板构造简单，不需要专用设备的压制加工，避免了复杂的空间曲线焊缝和剪裁，可以显著降低施工制作的难度，进一步降低施工成本。综上，表明这类腹板用于钢–混组合桥的合理性和经济性，是一种值得进一步研究的结构形式。 为进一步促进薄壁钢管–钢板组合腹板的应用和发展，建议对此类钢腹板的剪切刚度、屈曲强度等做进一步的理论和试验研究，以便为其工程应用提供坚实的理论依据。
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user: 摘 要 青少年时期是人生中最重要的阶段，是出现偏差行为的高峰期，通过体育运动减少青少年的偏差行为，促进青少年的生理、心理和社会道德全面发展，具有重要的理论和实践意义。过往研究大多关注体育运动对青少年身体素质发展的影响，未能系统地分析运动与青少年心理健康、偏差行为之间的关系。因此，本文通过文献资料调研、可视化分析与统计，结合社会认知理论、社会联结理论等相关理论对运动影响青少年偏差行为的相关研究进行述评，以探寻通过运动促进青少年健康发展的内在心理机制及科学干预策略。 关键词 :体育锻炼，青少年，偏差行为，道德发展 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 自古希腊开始，“运动”便成为了人类社会生活中的一个重要部分。直到今天，古希腊开始兴起的奥运会仍然是举世瞩目的体育盛会。奥运会倡导通过运动促进人的生理、心理和社会道德全面发展。可见，体育运动不仅可以提高身体素质，还有利于心理健康发展，与人类的身心发展息息相关。 在人们的整个发展历程中，青少年时期是出现偏差行为的一个高峰期。因为青少年正处于“角色同一性”和“角色混乱”的阶段，面临着“依赖”与“独立”的双趋冲突(Moffitt， 1993)，若缺乏正确的引导和教育，青少年极容易因为对社会规范认识不充分，对规则准绳出现认知偏差，从而发偏差行为。因此，在青少年时期，有效地预防和矫治其偏差行为，将有利于青少年日后发展。在19世纪中期，英国人已经把“运动”作为对青少年的一种社会控制手段。体育运动似乎是一种预防青少年出现偏差行为的有效工具。 习近平总书记曾在全国教育大会上指出，体育教育要帮助学生在体育锻炼中享受乐趣、增强体质、健全人格、锤炼意志。而国内也有不少研究开始关注体育运动与青少年偏差行为之间的具体关系，对体育运动影响青少年偏差行为的内在机制进行深入探究。
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user: 2. 理论解释 青少年的身心健康发展除了受家庭环境的影响，同伴、娱乐环境等因素在其中担任着重要的角色(Fredricks & Eccles， 2008)。体育锻炼作为青少年最热爱的课外活动之一，与青少年的身心健康发展存在着密切联系。因此，学者们纷纷提出“运动参与”对“青少年偏差行为”存在影响的相关理论，尝试从不同的角度对两者间具体关系进行解释。 2.1. 社会连结理论 Hirschi在1969年提出的社会连结理论(Social bonding theory)认为，人们之所以不违法犯罪的原因是，人们在社会化过程中，与外界社会形成不同强度的连结，受到外在环境的教养、陶冶和控制。社会连结存在四个要素：依附(attachment)、承担责任/奉献(commitment)、信仰(belief)和参与(involvement)。有学者认为参与运动对这四个要素存在积极的影响(Agnew & Petersen， 1989; Hass， 2001)。运动可以增强依附感，尤其是青少年参与团体运动时，会与队友、教练有情感联结，从而产生强烈的依附感，这种依附感是遏制青少年偏差行为的一个重要力量；在参与运动的过程中，青少年乐于奉献自身的精力、力量投入运动，从而减少参与违规活动的机会；参与运动也有助于青少年形成鉴定的信念、正确的价值观，他们在运动中还学会了遵守规则、道德规范；最后，因为青少年经常参与运动，大部分时间和精力被运动占据，降低了青少年出现偏差行为的概率。 2.2.“运动塑造性格” “运动塑造性格”的观点则认为，坚持运动可以对青少年的性格、品德、生活技巧等有积极的影响(Sage， 1990; Segrave， 1983)。即长期参与运动可能存在着溢出效应(Spillover Effect)，即运动带来的影响会从运动领域溢出到日常生活领域中。相似地，从体育活动的道德社会化作用看来，体育游戏和体育竞赛促进了道德社会化的过程，人们在体育运动中逐渐学会了公平竞争的原则。体育游戏有相应的规则，人们在这种典型的操作条件反射作用下，学会了遵守规则、遵守体育运动规范，并将这种学习迁移到其他社会道德规范中(季浏，2005)。运动员会更愿意去根据规则判断对与错，在日常生活中会表现得更为遵守社会规范、更加道德(Arnold， 1992)。 2.3. 社会认知理论及游戏理论 Bandura的社会学习理论认为个体的行为和思想都是通过在社会环境中学习到的。体育运动提供了一个观察学习规则的社会环境，有利于青少年道德发展。根据社会认知理论，适应不良的行为是功能不良的学习的结果。不适应的反应和一般行为的学习一样，通过直接经验而习得，或通过观察到不当的或“病态”的楷模而学得，自我效能感的缺乏是导致偏差行为发生的主要原因之一。Bandura在社会学系理论基础上提出了社会认知理论，尤其关注个体的成长与发展，及个体自我效能感的发展。过去研究发现参与体育运动可以提高个体的自我效能感(袁贵勇&张美玲，2015)。因此，参与体育运动在一定程度上可以通过影响青少年的认知从而减少其偏差行为的发生机率。 社会认知理论还强调环境因素、个体因素和个体行为的三元交互。即环境因素对青少年的认知发展乃至是青少年的行为都存在着影响，同时青少年的行为也会影响其自身的认知水平。因此，基于社会认知理论的三元交互决定论，认为体育教学环境对青少年的规则意识、自我控制水平以及偏差行为都会存在一定的影响。 相似地，皮亚杰的游戏理论(Piaget’s theory of play)也提到，体育本质上是一种游戏，还在在参与游戏过程中，学会了遵守规则，从而形成了规则感。而规则训练是道德行为的开端，道德的实质就是遵守规则(Piaget， 1973；魏丕勇&于涛，2003a，2003b)。