DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 数值实验 在本部分，采用数值实例验证理论分析的正确性和有效性。在下面的算例中，用 P 1 元构建有限元空间，选择参数 ε = 0.01 ， β = 0.01 ， T = 0.01 ， τ = 0.0001 ，计算区域为 [ − 1 ， 1 ] × [ − 1 ， 1 ] ，初始条件为： u 0 ( x ， y ) = 0.1 ( sin ( 3 x ) sin ( 2 y ) + sin ( 5 x ) sin ( 5 y ) ) . 表1~3列出了全离散格式在范数 L 2 和范数 H 1 下的误差估计和收敛阶，可以观察到空间收敛阶在 L 2 范数下趋向于2.0，在 H 1 范数下趋向于1.0，与理论结果一致。其次，为了证明格式的稳定性，我们假设最 终时间 T = 0.1 ，时间步长 τ = 0.0001 ， S = 0.5 ， 1 ， 2 ， h = 1 64 ，图1观察到能量是随时间递减的。最终，我们分别刻画了图2~4在时间 t = 0.001 ， 0.05 ， 0.1 时数值解的等值线 S = 0.5 ， h = 1 64 ，观察数值解的变化过程，随着时间的推移，最终等值线会达到一个稳定。 Table 1 Numerial results for the spatial discretization for time step τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) mixed finit h h 2 ‖ u ( t n ) − u h n ‖ ‖ u ( t n ) ‖ rate ‖ u ( t n ) − u h n ‖ 1 ‖ u ( t n ) ‖ 1 rate S = 0.5 4 8 4.87314e−005 0.00496075 8 16 1.52329e−005 1.67766 0.00295188 0.748923 16 32 4.11693e−006 1.88764 0.0015567 0.923148 32 64 1.0158e−006 2.01898 0.000754857 1.04421 表1. 固定时间步长 τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) 混合有限元空间收敛阶 Table 2 Numerial results for the spatial discretization for time step τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) mixed finit h h 2 ‖ u ( t n ) − u h n ‖ ‖ u ( t n ) ‖ rate ‖ u ( t n ) − u h n ‖ 1 ‖ u ( t n ) ‖ 1 rate S = 1 4 8 9.74534e−005 0.00248086 8 16 3.04614e−005 1.67773 0.00147634 0.748811 16 32 8.23249e−006 1.88758 0.000778593 0.923088 32 64 2.03125e−006 2.01896 0.000377553 1.04419 表2. 固定时间步长 τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) 混合有限元空间收敛阶 Table 3 Numerial results for the spatial discretization for time step τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) mixed finit h h 2 ‖ u ( t n ) − u h n ‖ ‖ u ( t n ) ‖ rate ‖ u ( t n ) − u h n ‖ 1 ‖ u ( t n ) ‖ 1 rate S = 2 4 8 0.000194869 0.00496075 8 16 6.09049e−005 1.67788 0.00295188 0.748923 16 32 1.64595e−005 1.88764 0.0015567 0.923148 32 64 4.06109e−006 2.01898 0.000754857 1.04421 表3. 固定时间步长 τ = 0.0001 ， ( P 1 ， P 1 ) 混合有限元空间收敛阶 图1. τ = 0.0001 ， s = 0.5， 1， 2时，粘性Cahn-Hilliard方程的能量演变 图2. 当 t = 0.001 时的等值线 图3. 当 t = 0.05 时的等值线 图4. 当 t = 0.1 时的等值线
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user: 5. 结论 本文研究了粘性的Cahn-Hilliard方程线性CN/AB格式混合有限元方法，达到了二阶收敛阶。最后，通过数值算例对理论分析进行验证，算例结果与理论分析的结果相一致。
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user: 摘 要 本文研究具有Holling-III型食饵自食性的Leslie-Gower时滞捕食模型的周期解，了解食饵与捕食者之间的动态关系。利用重合度理论的连续性定理以及比较定理，如果满足条件 γ 1 + c 1 ¯ > α 1 ¯ e β 2 + ( f d 2 ) ¯   e β 1 ，则系统存在一个 ω -周期正解。 关键词 :时滞捕食模型，同类相食，连续性定理，周期解 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 生态系统中存在多种捕食行为，捕食关系是生物数学界研究的一个重要课题。近几十年来，传统捕食模型由于其非常丰富的动态和在可再生资源管理中的重要作用受到了广泛的关注和研究 [ 1 ] - [ 6 ]。然而，同类相食(种内捕食)的行为在很多种群也会发生，使得简单的食物网变得更为复杂。同类相食是指同一类型的动物或者植物为了生存繁殖需要或者某种目的互相厮杀竞争的现象，也是一种种群内部的食饵物种–捕食物种之间的相互作用。它是一种消耗相同物种并有助于提供食物来源的行为，这种行为特征已经在各种各样的动物中被发现，包括鱼类，蜘蛛，浮游生物和昆虫等种群，因此研究具有食饵自食性的种群模型动力学行为尤为重要 [ 7 ]。近年来，具有Holling-II型的Leslie-Gower捕食模型已经得到了广泛的研究 [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ]，因为Holling-III型可以清楚地描述食饵物种与捕食者之间的关系，且时滞微分方程比常微分方程更能展现出生物界复杂的动态关系，研究具有时滞的周期系统的周期解的存在性是有十分重要的意义的。所以本文考虑具有Holling-III型食饵自食性的Leslie-Gower时滞捕食模型： { H ′ ( t ) = H ( t ) [ γ 1 ( t ) + c 1 ( t ) − α 1 ( t ) P ( t − τ 1 ( t ) ) − b 1 ( t ) H ( t ) ] − f ( t ) H ( t ) H ( t − σ ( t ) ) d 2 ( t ) + H 2 ( t − σ ( t ) ) ， P ′ ( t ) = P ( t ) [ γ 2 ( t ) − α 2 ( t ) P ( t − τ 2 ( t ) ) H ( t − τ 2 ( t ) ) ] ， (1) 其中 H ( t ) ， P ( t ) 分别表示在时间t时食饵和捕食者的密度， γ 1 ( t ) ， i = 1 ， 2 分别是食饵和捕食者的内在 增长率， γ 1 ( t ) b 1 ( t ) 是食饵的环境承载力， f ( t ) 表示食饵的同类相食率， C ( H ) ( t ) = f ( t ) × H ( t ) × H ( t ) H 2 ( t ) + d 2 ( t ) 是同类相食行为， c 1 ( t ) × H ( t ) 是由于自相残杀而产生的新后代。因为食饵会掠夺许多食饵以产生一个新后代，所以 c 1 ( t ) < f ( t ) 。 α 1 ( t ) ， α 2 ( t ) ， b 1 ( t ) ， d ( t ) ， σ ( t ) ， τ i ( t ) ， i = 1 ， 2 均为严格正的 ω -周期连 续函数 ( ω > 0 ) ， γ 1 ( t ) ， γ 2 ( t ) ， c 1 ( t ) 是 ω -周期连续函数，假设 ∫ 0 ω c 1 ( t ) d t > 0 ， ∫ 0 ω γ i ( t ) d t > 0 ， i = 1 ， 2 。
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user: 2. 预备知识 设 X ， Z 为实Banach空间， L ： Dom     L ⊂ X → Z 为线性映射， N ： X → Z 为连续映射，且记 K P 为 L P 的倒数。如果满足条件 dim Ker     L = codimIm     L < + ∞ ， Im L 在 Z 中为闭，则称 L 为指标为零的Fredholm映射。如果映射 L 是指标为零的Fredholm映射，则存在连续的投影 P ： X → X 、 Q ： Z → Z 有 Ker     Q = Im L = Im ( I − Q ) ， Im P = Ker     L 。可见 L 对 Dom     L ∩ Ker     P 的限制性 L P ： ( I − P ) X → Im L 是可逆的。如果 Ω 是 X 的一个开放边界子集， Q N ( Ω ¯ ) 有界， K P ( I − Q ) N ： Ω ¯ → X 紧，那么可知 Z 在 Ω ¯ 上是L-紧。根据 Im Q 与 Ker     L 是同构性，可知存在同构映射 J ： Im L → Ker     L 。 引理2.1 [ 11 ] (连续性定理) 若 Ω ⊂ X 是一个有界开集， L 是指标为零的Fredholm映射，且 N 在 Ω ¯ 上是L-紧的，假设 (i) 对于任意的 λ ∈ ( 0 ， 1 ) ， x ∈ ∂ Ω ∩ Dom     L ， L x ≠ λ N x ； (ii) 对于任意的 x ∈ ∂ Ω ∩ Ker     L ， Q N x ≠ 0 ； (iii) deg { J Q N ， Ω ∩ Ker     L ， 0 } ≠ 0 。 那么 L x = N x 在 Ω ¯ ∩ Dom     L 内至少有一个解。 引理2.2 [ 12 ] 假设 y ∈ P C ω 1 = { x : x ∈ C 1 ( R ， R ) ， x ( t + ω ) ≡ x ( t ) } ，则 0 ≤ max s ∈ [ 0 ， ω ] y ( s ) − min s ∈ [ 0 ， ω ] y ( s ) ≤ 1 2 ∫ 0 ω | y ′ ( s ) | d s .
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user: 摘 要 全球变暖与二氧化碳减排是各国关注的重要议题。综合研究碳排放影响因素，有效减少碳排放是亟待解决的重要任务。本文收集了我国2005~2017年30个省市的相关数据，构建GAMLSS模型进行非参数回归分析，探讨人口规模、经济水平、城市化水平和能源强度对二氧化碳排放的影响机制。分析结果显示，各因素从长期来看对二氧化碳排放具有线性正向效应，且人口规模、经济水平和城市化水平在一定范围内对二氧化碳排放呈现倒“U”型的非线性影响模式。基于研究结论，结合我国国情提出了关于二氧化碳减排的一些建议。 关键词 :二氧化碳排放，GAMLSS模型，非参数回归 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 一直以来，全球变暖都是引起各国人民关注的热门问题，它与所有生物的生存发展关系紧密。中国既是世界第二大经济体，也是人口众多、工业化程度高、对煤炭依存度高的发展中国家，面临着巨大的减排压力。准确分析二氧化碳排放的驱动因素及其影响特征可以为我国政府在联合国气候变化框架公约(United Nations Framework Convention on Climate Change， UNFCCC)谈判中予以数据的支持，另一方面对制定碳税政策、执行减排任务、建立碳交易市场以及进行碳贸易具有重要意义。 近年来，国内外许多学者对于二氧化碳排放的影响因素展开研究。对于经济和二氧化碳排放的关系，大部分研究基于环境库茨涅兹曲线(Environmental Kuznets Curve， EKC) [ 1 ] 的假设展开，假设表示二氧化碳排放量与人均入呈倒“U”型关系。部分学者使用分解分析方法，如对数平均迪氏指数(Logarithmic Mean Divisa Index， LMDI)法 [ 2 ]，通过恒等式将二氧化碳排放指标分解为几个影响因素的指标并评估它们的贡献 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]。部分学者基于可拓展的随机环境影响评估模型(Stochastic Impacts by Regression on Population， Affluence and Technology， STIRPAT) [ 6 ] 进行回归分析 [ 7 ] [ 8 ]。部分学者使用广义可加模型(Generalized Additive Models， GAM) [ 9 ] 分析二氧化碳排放的驱动因素及其影响特征 [ 10 ]。分解分析法着重于分析影响因素的贡献度，忽略了影响因素的作用机制。GAM模型等回归模型通常将收集的碳排放数据假设为服从正态分布，当真实数据与正态分布差异显著时，这一假设会影响结果的准确性。 本文收集中国各省市2005~2017年的数据，通过基于位置、尺度、形状的广义可加模型(Generalized Additive Models for Location， Scale and Shape， GAMLSS) [ 11 ] 分析二氧化碳排放的影响因素及其影响特征，GAMLSS模型在GAM模型的基础上放宽了对响应变量的分布假设，并对各个分布参数构建函数。最后根据实证分析结果提出了相关建议。
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user: 2. 数据来源与介绍 2.1. 数据来源 本文选取由2005~2017年全国30个省市(西藏除外)的数据构成的面板数据作为研究对象，数据全部来源于《中国统计年鉴》(2006~2018)和《中国能源统计年鉴》(2006~2018)。由于我国没有直接公布各个省市的二氧化碳排放数据，多数文献中都是通过我国公布的其它数据根据一定的方法计算二氧化碳排放量。目前计算二氧化碳排放量的方法有很多，本文总结了《联合国政府间气候变化专门委员会(Intergovernmental Panel on Climate Change， IPCC)国家温室气体清单指南》及《省级温室气体清单编制指南(试行)》中的计算方法，选取煤炭、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气六种能源，根据各种能源燃烧的热值计算二氧化碳排放量。经检验，由这种方法计算得出的各省二氧化碳排放量总和与全国能源燃烧产生的二氧化碳排放量大致相等。 2.2. 变量的选取 IPAT等式 [ 12 ] 在环境问题的研究中应用广泛，等式表示如下： I = P ⋅ A ⋅ T (1) 其中I代表环境污染水平，P代表人口数，A和T代表经济条件和技术条件。STIRPAT模型作为IPAT等式的扩展，用于更全面地分析环境污染的影响因素，模型表示如下： I t = a P t b A t c T t d ξ t (2) 其中I、P、A和T与式(1)中的意义相同，a代表常数项，b、c和d代表弹性系数，下标t代表时间， ξ t 代表随机扰动项。本文总结了相关文献，在STIRPAT模型的基础上将影响二氧化碳排放量的因素分为五个部分：人口数、城市化水平、经济水平、能源强度和能源结构。其中人口数由各省市历年年末总人口数表示，城市化水平由各省市历年年末城市人口比重表示，经济水平由各省市的人均可支配收入表示，能源强度由各省市历年能源消费总量(折算成标准煤)与地区生产总值之比表示，能源结构由各省市历年天然气消费量占能源消费总量(均折算成标准煤)的比重表示。各变量的描述性统计指标如表1所示。 Table 1 Descriptive statistics for each variabl 变量 单位 均值 标准差 极小值 极大值 CO 2 万吨 28，308.01 20，359.60 1074.87 101，434.20 TPOP 万人 4450.36 2670.59 543.00 11，169.00 URB 百分比 52.95 13.96 26.87 89.60 INC 元 15442.77 9269.81 3562.83 58，988.00 EI 吨标准煤/万元 1.06 0.60 0.25 4.18 ES 百分比 0.59 0.68 0.00 4.06 表1. 各变量的描述性统计指标 注：CO 2 、TPOP、URB、INC、EI和ES分别表示二氧化碳排放量、人口总数、城市化水平、人均可支配收入、能源强度和能源结构，下同。
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user: 3. 研究方法 3.1. GAMLSS模型 GAMLSS模型是一种半参数回归模型，参数性体现在需要对响应变量作参数化分布的假设，非参数性体现在模型中解释变量的函数可以涉及非参数平滑函数，非参数平滑函数不预先设定函数关系，各个解释变量的非线性影响结果完全取决于样本数据。它克服了GAM模型和广义线性模型(Generalized Linear Models， GLM)的一些局限性。 GAMLSS模型假设相互独立的观测变量 y i ( i = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) 的概率(密度)函数为 f ( y i | θ i ) ，其中条件为分布参数向量 θ i = ( θ 1 i ， θ 2 i ， θ 3 i ， θ 4 i ) = ( μ i ， σ i ， ν i ， τ i ) ，每个分布参数都可以作为解释变量的函数。通常将 μ i 和 σ i 作为位置参数和尺度参数，其余参数作为形状参数，如偏度和峰度等。分布参数向量可以推广到包含四个以上的参数，也可以是总体分布的参数。令 g ( ⋅ ) 为连接解释变量和分布参数的单调连接函数，函数关系可以表示如下： g k ( θ k ) = η k = X k β k + ∑ j = 1 J k Z j k γ j k ， k = 1，2，3，4 (3) 其中 θ k ， η k 是n维向量， β k T = ( β 1 k ， β 2 k ， ⋯ ， β J ′ k k ) 是 J ′ k 维回归系数向量， X k 是已知的 n × J ′ k 阶固定设计矩阵， Ζ j k 是已知的 n × q j k 阶固定设计矩阵， γ j k 是 q j k 维随机效应系数向量。在实际问题中，通常不需要对所有分布参数构建解释变量的函数，且GAMLSS模型可以推广到多种形式，如半参数可加形式、非线性参数形式等。GAMLSS模型的半参数可加形式，表示如下： g k ( θ k ) = η k = X k β k + ∑ j = 1 J k h j k ( x j k ) ， k = 1，2，3，4 (4) 其中 x j k 是n维解释变量， h j k ( ⋅ ) 是未知的非参数函数。 3.2. 指数高斯分布 假设Y服从指数高斯分布，其概率密度函数表示如下： f Y ( y | μ ， σ ， ν ) = 1 ν exp ( μ − y ν + σ 2 2 ν 2 ) Φ ( y − μ σ − σ ν ) (5) 其中 − ∞ < y < ∞ ， − ∞ < μ < ∞ ， σ > 0 ， ν > 0 ， Φ 是标准正态分布的累积分布函数。指数高斯分布可以看作指数分布和标准正态分布的结合，即 Y = Y 1 + Y 2 ， Y 1 ~ N ( μ ， σ 2 ) ， Y 2 ~ E ( ν ) ， Y 1 和 Y 2 相互独立。 μ 代表正态成分的均值， σ 代表正态成分的标准差， ν 代表指数成分的均值和标准差， ν 在指数高斯分布中是反映偏度的形状参数。构建指数高斯分布下的GAMLSS模型可以弥补响应变量服从标准正态分布这一假设所产生的误差。 3.3. 模型构建 为了准确分析各个驱动因素的非线性影响特征，本文构建指数高斯分布下的半参数形式的GAMLSS模型。为了避免异方差性问题以及各变量之间数量级相差过大导致的分析结果不准确，本文在实验中对所有样本数据进行了自然对数变换。构建的模型表示如下： LCO 2 i ~ β 1 LTPOP i + β 2 LURB i + β 3 LINC i + β 4 LEI i + β 5 LES i                           + f 1 ( LTPOP i ) + f 2 ( LURB i ) + f 3 ( LINC i ) + f 4 ( LEI i ) + f 5 ( LES i ) (6) μ i = X μ i β μ + ∑ j = 1 J μ f j μ ( x j μ i ) (7) ln σ i = X σ i β σ + ∑ j = 1 J σ f j σ ( x j σ i ) (8) ln ν i = X ν i β ν + ∑ j = 1 J ν f j ν ( x j ν i ) (9) LCO 2 、LTPOP、LURB、LINC、LEI和LES在本文中分别表示对数变换后的二氧化碳排放量、人口数、城市化水平、人均可支配收入、能源强度和能源结构。式(6)表示二氧化碳排放量的变化主要是各个解释变量线性效应和非线性效应共同作用的结果，式(7)、式(8)、和式(9)表示在指数高斯分布假设下二氧化碳排放量的各个分布参数对应的回归方程。
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user: 5. 结论和政策建议 本文选取2005~2017年全国30个省市的数据分析二氧化碳排放的驱动因素及其影响特征，构建指数高斯分布下的GAMLSS模型，通过非参数方法研究解释变量的非线性影响。指数高斯分布可以弥补当响应变量不满足标准高斯分布假设时产生的误差，非参数方法不预设函数关系，得到的结果更加准确。在三个分布参数的估计结果中，由于 σ 和v的函数中仅含有截距项，本文通过 μ 与解释变量间的函数关系分析各个驱动因素对二氧化碳排放的影响特征。结果表示，人口规模、人均收入和能源强度对二氧化碳排放具有程度较大的线性正向效应，城市化水平对二氧化碳排放具有程度较小的线性正向效应。另外，人口规模、人均收入与城市化水平在一定范围内对二氧化碳排放具有倒“U”型的非线性影响模式。基于上述结论，提出以下建议： (1) 提高能源利用效率。从实验结果可以看出，降低能源强度是减排的最大驱动因素。各部门和机构应引进先进的节能技术，扩大研究与开发的投资规模，培养高水平的技术人员。政府应出台相应的优惠政策，加大研发力度，鼓励高科技企业的发展，通过完善相关法规制度以保证单位产值的能耗降低。 (2) 发展低碳经济。尽管人均收入对二氧化碳排放在一定范围内具有先促进后抑制的作用，从长期来看，经济水平仍是促使二氧化碳排放量增加的主要因素之一。政府应大力促进经济结构的改善，加强培养低碳产业，如电子商务、互联网与信息技术产业等，要求各部门从业人员重视绿色发展，提高经济质量。 (3) 提高居民环保意识。中国人口众多，消费市场巨大。大量人口和城市化进程都将导致对服务和商品的巨大需求。公众应提高环保意识，购买节能和低碳商品，政府应注重提高人口素质，鼓励消费者养成绿色生活方式。
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user: 摘 要 为了解杭州市乡村民宿发展前景，我们选取杭州市五个乡村旅游景区，采用多阶段抽样法进行问卷调查，就用户基本情况与再次选择乡村民宿的意向建立二元Logistic回归模型，最后针对问题提出一些相应建议，来完善乡村民宿的相关政策，促进乡村民宿的发展。 关键词 :乡村民宿，多阶段抽样，二元Logistic回归 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着旅游消费市场的高速发展，作为共享经济的重要代表——民宿，开始跨入广大游客的视线，成为他们外出旅游的首选住所。近年来，全国多地把民宿产业作为农业供给侧结构性改革的切入点，把民宿产业作为乡村振兴的突破点，不断探索创新发展模式。当然，杭州市区的乡村民宿也处于迅速发展的阶段，满足了更多人的美好生活需求。调查显示，2019年国内乡村民宿房源数量已超过16万套，相比2018年增加近1.3倍。可见，了解杭州市曾体验过乡村民宿的用户的选择意向，提高乡村民宿的用户体验，对于促进乡村民宿经济发展具有重大的意义。 目前，国内有许多研究者对乡村民宿发展前景进行了一定的调查分析：王曼玥 [ 1 ] 以顾客满意度理论为基础，提出了利于乡村民宿发展的策略；杨少军 [ 2 ] 通过收集乡村民宿游客入住后的体会，获取乡村民宿经营业主的经营感受，挖掘分析青田县乡村民宿发展面临的问题及其成因；项美燕 [ 3 ] 通过对民宿消费者行为进行分析研究，提出了针对性的发展建议；李晨阳 [ 4 ] 从上海乡村民宿顾客网络评论文本中识别顾客满意度评价指标，构建满意度评价体系。这些都对乡村民宿发展现状进行了一定分析，并以此提出相应的对策，但没有综合结合用户自身特点及入住体会来分析乡村民宿的发展前景。本文以杭州市部分地区用户为调查对象，通过问卷调查、网络调研等形式，就乡村民宿的发展前景这一主题进行了调查分析。
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user: 2. 调查方法 通过预调查，我们了解了部分用户对于杭州市乡村民宿满意度以及发展前景的看法。其次，通过采用多阶段抽样法，我们结合问卷与访谈方式对临安区、淳安县、桐庐县、富阳区、建德市五个地区的乡村旅游景区展开调查。总共发放问卷800份，回收有效问卷742份，有效率为98.15%，且每个地区的问卷占比基本符合地区的游客访问比例。 通过查阅相关文献以及对资料的分析讨论，结合用户对于乡村民宿经济发展的看法，我们全面深入地调查了杭州市乡村民宿用户的基本信息，杭州市不同群体对于乡村民宿的使用现状、乡村民宿现状及发展前景、用户对乡村民宿的满意度及其看法 [ 5 ]。 在我们收集的742份问卷中，受调查者年龄集中分布在18至28岁，且有90%以上的受调查者为高中及以上学历水平，84%以上的受调查者了解乡村民宿。同时我们的受调查者在地区、职业身份、月收入水平上有不同的分布，具有全面性和均衡性，可见本次调查能够较好地反映用户对于乡村民宿经济发展的看法，并深入分析用户对于乡村民宿的满意度及其影响因素 [ 6 ]。
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user: 3. 基于二元Logistic回归分析的用户体验感模型 3.1. 模型的变量选取与赋值 基于对于问卷数据的描述性分析以及列联表分析，我们认为“是否再次选择民宿”对于定量描述杭州市乡村民宿的再次选择意向具有一定的意义。考虑再次选择民宿的影响因素，结果可以分为两类，为会再次选择民宿和不会再次选择民宿，因此我们选用二元Logistic回归模型进行分析。 经过列联表分析，我们确定月收入、对民宿了解程度、身边使用人数、选择的民宿的来源、可以接受的价位为自变量，以“是否再次选择民宿”为因变量，建立二元Logistic回归模型，对用户再次选择乡村民宿的意向进行预测。 根据以上因变量以及自变量的选取与定义，我们对二元Logistic回归模型的具体形式定义为： Y = ln ( p 1 − p ) = β 0 + ∑ i = 1 β i I i 其中：p为再次选择的概率，是关于 β i ( = 1 ， 2 ， ⋯ ， 6 ) 的非线性函数，符合一个标准的二元Logistic分布， I i 为影响因素，即自变量。 3.2. 模型的建立 运用SPSS [ 7 ]，分析杭州曾体验过乡村民宿的用户是否再次选择民宿的影响因素，得到数据结果如表1所示。 Table 1 Variable selection tabl B S.E. Wald df Sig Exp (B) 步骤1 对民宿了解程度 27.302 3 0.000 对民宿了解程度(1) −1.809 0.477 14.366 1 0.000 0.164 对民宿了解程度(2) −0.632 0.443 2.037 1 0.154 0.531 对民宿了解程度(3) −0.505 0.458 1.216 1 0.270 0.603 常数 1.455 0.420 12.020 1 0.001 4.286 步骤4 月收入 18.344 4 0.001 月收入(1) −1.647 0.534 9.510 1 0.002 0.193 月收入(2) −0.901 0.544 2.744 1 0.098 0.406 月收入(3) −0.812 0.581 1.956 1 0.162 0.444 月收入(4) −0.757 0.617 1.508 1 0.220 0.469 对民宿了解程度 17.941 3 0.000 对民宿了解程度(1) −1.683 0.516 10.653 1 0.001 0.186 对民宿了解程度(2) −0.591 0.473 1.556 1 0.212 0.554 对民宿了解程度(3) −0.648 0.488 1.766 1 0.184 0.523 选择民宿信息来源 24.135 4 0.000 选择民宿信息来源(1) −1.777 0.518 11.774 1 0.001 0.169 选择民宿信息来源(2) −0.356 0.466 0.583 1 0.455 0.700 选择民宿信息来源(3) −0.778 0.481 2.619 1 0.106 0.459 选择民宿信息来源(4) −0.232 0.538 0.186 1 0.667 0.793 接受的民宿价位 7.261 2 0.027 接受的民宿价位(1) −1.038 0.400 6.753 1 0.009 0.354 接受的民宿价位(2) −0.588 0.365 2.595 1 0.107 0.555 常数 3.868 0.847 20.864 1 0.000 47.845 表1. 变量选取表 上表为Logistic回归模型经过四步后最终的模型选择结果，表格从左至右的含义依次为：系数值(B.)、标准误差(S.E.)、卡方值(Wald)、自由度(df)、显著性水平(Sig.)、系数值的自然对数(Exp (B))。经过4步筛选后，我们确定以下4个因素作为最终变量：月收入、对民宿了解程度、选择民宿信息来源、接受的民宿价位，各个自变量的显著性检验p值均<0.05，若选取95%置信度，则可认为以上选取的变量均通过显著性检验，具有一定的统计学意义。 3.3. 模型的H-L检验与分析 为了更好地说明我们建立的模型的可靠性，我们进行了H-L检验 [ 8 ]，如表2所示。 Table 2 H-L checklist for the mode 6. 您在体验过民宿生活后是否还愿意继续选择民宿？ =是 6. 您在体验过民宿生活后是否还愿意继续选择民宿？ =否 总计 观察值 期望值 观察值 期望值 步骤1 1 51 51.000 11 11.000 62 2 168 168.000 61 61.000 229 3 234 234.000 101 101.000 335 4 51 51.000 65 65.000 116 步骤4 64 67.813 11 7.187 75 64 57 58.510 13 11.490 70 57 59 54.502 8 12.498 67 59 61 60.114 16 16.886 77 61 62 56.647 15 20.353 77 62 35 30.273 9 13.727 44 35 47 48.636 25 23.364 72 47 39 47.042 37 28.958 76 39 50 41.627 26 34.373 76 50 30 38.836 78 69.164 108 30 表2. 模型的H-L检验表 通过以上H-L检验的随机性表，比较表中的观察值与期望值，可知其大致相同，故可以直观地认为，该模型拟合度较好，因此我们二元Logistic回归模型可信度较高，具体如下： ln ( p 1 − p ) = 3.868 − 1.647 I 11 − 0.901 I 12 − 0.812 I 13 − 0.757 I 14 − 1.683 I 21                                                     − 0.593 I 22 − 0.648 I 23 − 1.777 I 41 − 0.356 I 42 − 0.778 I 43 − 0.232 I 44                                                     − 1.038 I 51 − 0.588 I 52 3.4. 模型的应用 基于上面得到的二元Logistic回归方程，我们可以对杭州市再次选择乡村民宿的意向的概率进行具体的预测与分析。通过选取不同情况的用户进行模拟，其中，选取一个月收入9000元以上，对民宿了解程度为十分了解，选择民宿信息来源于直接登记入住，接受的民宿价位400元以上/晚的受访者进行模拟，其概率高达97.43%，接近于100%。可见，月收入越高，对民宿越了解，选择民宿的信息来源于自己的用户选择二住的概率越高。所以对于民宿经营业主应该根据用户需求制定方案，大力宣传自己的乡村民宿，吸引更多的用户去尝试不一样的乡村民宿体验。
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user: 4. 总结与建议 基于我们以上的调查数据以及模型，我们总结了乡村民宿的发展前景，并对乡村民宿经营业主和政府提出了建议和改善措施： (一) 加深乡村民宿住宿产品与旅游产品整合深度 [ 9 ] 我国度假旅游市场仍在不断发展，随着用户旅游深度和频次增加，用户对于个性化主题住宿产品需求将迅速扩大。作为游客主要的选择之一的乡村民宿，其供应量将会不断增长。因而加深乡村民宿住宿产品与旅游产品的整合深度，有利于乡村民宿的不断发展。 (二) 加强乡土资源保护传承和挖掘 乡村民宿旅游的一个重要价值在于它创造了一种具有乡土韵味的生活空间和区别于都市的生活方式。而实现这一价值的基础，就在于对乡土资源有效保护和深入挖掘。乡村民宿应，强化乡土文化的挖掘、塑造，结合村庄特色和游客需求进行恰当的诠释和演绎，通过文化品牌的打造提升旅游品味和游客体验。 (三) 设置民宿行业的门槛 [ 10 ] 目前市场上存在着一些不遵守行业管理、毫无特色的乡村民宿，他们的存在无疑会造成行业管理的混乱和不公平竞争。因而科学合理地设置民宿行业的门槛，界定民宿的申办条件、经营规模等规定才能使乡村民宿有着更好地发展。 (四) 政府明确政策导向，完善规章制度 鉴于目前乡村民宿的发展现状，政府应多出台灵活而又相对安全的民宿用房政策，保障农房租赁等交易行为。与此同时，在管理上，应不断完善规章制度，使得经营业主合理合法地参与乡村经营 [ 11 ]。 乡村民宿的发展可谓方兴未艾，正处于发展阶段的它，鉴于其大多是由个人经营，缺少严格的规章制度和管理条例，因此容易出现许多问题。尤其是在旅游旺季，部分乡村民宿载荷量大、人手不足等问题，造成乡村民宿满意度不乐观的情况。因而政府要加强主导作用，投资和经营者要坚守乡村民宿自身的特色，拓展多化的营销渠道，开发多元化的体验活动，从而促使乡村民宿有条不紊的发展。
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user: 摘 要 由于相关信息处理过程中发生的扭曲，人们往往会持有一种带有明确动机性的错误信念，并对其信以为真，即自我欺骗。自欺作为一种个性特征和相对独立的心理状态一定程度上既有利于个体，也有利于物种的生存，但若利用不当，也会产生不可估量的危害。本文通过阐述自我欺骗的概念内涵及其分类，梳理影响自我欺骗的自尊、自我控制、情绪和社会情境等因素的相关研究，提出了日常生活中应对自我欺骗的建议，以期能够促进自我欺骗对个人和社会的积极影响，规避其危害。 关键词 :自我欺骗，概念内涵，影响因素，启示 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 所谓“自欺欺人”是指欺骗自己也欺骗别人，即明明知道真相却不肯面对事实。早期的研究者将自我欺骗(Self-deception)称为“通货紧缩”，即一种带有明确动机性的错误信念，反映了相关信息处理过程中发生的扭曲 [ 1 ]。从进化的角度来看，这种自我欺骗之所以会登上历史舞台是因为它对于欺骗者来说不仅节约了认知负荷，而且也让自己的谎言更难被察觉到。也就是说，对于任何谎言，如若自己都信以为真，那么其他人也更难区分真假。此外，从个人角度出发，虽然在外力的帮助下可以阻止个体进行自我欺骗，但人们往往更倾向于通过忽视行为的负面信息，包括忽视自身的自我欺骗，来维持一种积极正面的自我表现 [ 2 ]。 可见，无论是个人还是人际间自我欺骗都作为一种欺骗策略被自然选择保留下来，一定程度上既有利于个体，也有利于物种的生存。但若利用不当，也会产生不可估量的危害，例如掩耳盗铃等现象。为避免这种由于自欺导致的信息完整性的丧失，也是人们最初对自欺进行探索的原因，因此，考虑哪些因素会影响自我欺骗，并据此对人们日常生活提出建议是本文的主要目的，通过阐述自我欺骗的概念内涵及其分类，同时梳理有关自我欺骗影响因素的相关研究，来促进自我欺骗对个人和社会的积极影响，规避其危害。
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user: 2. 自我欺骗的概念内涵及分类 2.1. 概念内涵 经典的自我欺骗定义认为自欺需要同时具备对现实的两种表征，其中一种是正确的，另一种是错误的，并且有权使用正确信息的那部分自我可以控制另一部分自我能够获得的信息 [ 3 ]，从而使部分真实信息得到掩盖。其主要表现为：(1) 个体持有两种矛盾的信念(即p和非p)。(2) 这两个相互矛盾的信念同时存在。(3) 个体没有意识到持有其中一种信念。(4) 个体的动机决定了何种信念能够被意识所觉察到。支持经典定义的研究者认为自我欺骗是个体面对明确反证时有目的地获得和保持一种信念的过程，自欺是为了让个体不显露任何对于欺骗的自我认识，使个体确信某件事情的过程。以这种观点来看，自欺者出于心理获益而持有这种相互矛盾的信念，并不是无缘无故，其存在于认知缺陷以及维持这种认知缺陷的行为中，也就是说人们能够意识到个体偶尔的问题行为，但很难预测这些行为的后果；同样人们能够理解自己将会进行欺骗，但很难感知到那些欺骗引发了自欺的过程。 van der Leer和McKay提出了偏向信息加工理论(biased information processing)来解释自我欺骗中的积极信念 [ 4 ]。其主要观点为：当个体面对负面信息时，会根据自身意愿来忽视记忆中的相关信息或者对其进行合理化以维持一种积极的自我评价。此外，个体也可以通过限制信息或重建记忆的方式使信息加工过程产生偏向。即寻找或接收到信息时，一旦其与自身目标相悖，就会立即停止搜索甚至是自动化地质疑信息的有效性和真实性。在信息解释过程中，虽然一些不受欢迎的信息可能会被重新编码成更加积极的信息，但这些信息很可能无法在记忆中被提取，因为与个体自身偏好不一致的信息很容易被遗忘或被误解。 2.2. 分类 随着自我欺骗的研究不断深入，研究者们从最初笼统的将某些例子归为自我欺骗的范畴，到渐渐发现这些实例之间存在的差别，最终将自我欺骗分为两大类，即突出自我的个体内自欺以及突出人际交往的个体间自欺。 个体内自欺主要表现在拒绝信息，即逃避负面的消息或与自己的世界观不相符的信息 [ 5 ]。个体之所以会发生个体内自欺，主要就是为了维持积极正面的自我形象，回避那些可能威胁自身的负面信息，为了自尊和幸福感的即时满足，拒绝与自身利益相悖的因素，平衡和稳定个体的心理状态 [ 6 ]。在个体内自欺的基础上，为了探讨人际交往中的欺骗行为，引入了个体间自欺这一概念。在人际交往情境下，研究者指出个体感受到的欺骗探测压力会影响个体产生自欺，而这种欺骗探测压力会因个体所处情境的不同而发生变化，所处情境欺骗探测压力越大，个体越有可能发生个体间自欺 [ 7 ]。在相同的情境中，欺骗对象的欺骗探测能力也会影响个体产生自欺，Lu和Chang研究发现面对欺骗探测能力比较高的对象，谎言被戳穿的可能性就较高，因此人们更有可能发生个体间自欺 [ 8 ]。
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user: 3. 自我欺骗的影响因素 3.1. 自尊 自我欺骗与自尊有很大的相似性，二者都与自我提升有关。同时，自我欺骗作为一种防御机制，有助于人们在维持自尊的同时减少焦虑 [ 9 ]。反过来具有较高自尊的个体也有着较高的个体间自我欺骗的倾向 [ 10 ]。在使用社交媒体过程中，自我欺骗可以增强个体的自尊和主观幸福感。自我欺骗可以通过“积极错觉”来促进个体的自尊和幸福感；个体在社交媒体中有选择性的积极自我表露，从而得到他人的积极反馈来提升自尊和幸福感 [ 11 ]。此外也有研究发现相比于低自尊个体，高自尊个体自我欺骗的消退也更慢。这说明个体本身的人格特质会直接影响到其如何加工和处理信息以及人际交往的行为表现，在一定程度上影响了个体内自欺和个体间自欺。 3.2. 自我控制 自我控制能够使个体放弃即时的不恰当反应而选择更加合适的反应。即当自我控制不足时，个体容易出现不恰当反应，包括说谎。自我控制能力对自我欺骗也有显著的影响。研究发现不同自我控制能力的个体都有可能发生自我欺骗，但相比低自我控制能力个体，高自我控制能力个体自我欺骗的程度更低。这说明高自我控制个体更懂得躲避自我欺骗带来的负面影响 [ 12 ]。不仅如此，自我控制还与个体的社会地位感知存在交互作用共同影响自我欺骗，如果个体的社会地位感知较高，高低自我控制能力的个体都会产生较少的自我欺骗；而当个体的社会地位感知较低时，低自我控制能力的个体会产生更多的自我欺骗 [ 12 ]。这说明高自我控制个体更懂得利用自我欺骗有益地指导行为，而低自我控制个体在高社会地位感知下能抑制自我欺骗行为。 3.3. 情绪 有研究者认为从自身角度出发，自我欺骗是为了调节个体的心理状态 [ 13 ]、增强自信心和控制感，校准失衡的认知恢复到平衡状态 [ 14 ]。因此情绪(尤其是负面情绪)对自我欺骗的影响受到了近年来研究者的关注。有研究者考察了悲伤、恐惧和快乐情绪的唤起对自我欺骗的影响，结果发现悲伤情绪和恐惧情绪较中性情绪下个体的自我欺骗水平更高，这两种负性情绪，一定程度上会让个体知觉到如暴力的、灾难的以及无力感等对自身有威胁性的信息，因此更需要通过自我欺骗来获得对自身有益的特质。同时快乐情绪下也比中性情绪下发生了更高水平的自我欺骗 [ 15 ]。这可以从自我欺骗的动机中找到解释，快乐情绪下的个体可能产生了认知上的偏差，例如更好的自我形象和更强大的个人能力，通过自我欺骗被试可以获得更多的资源(如自尊、自信、个人魅力和主观幸福感)以使得个人表现符合个人预期，而这是有利于个体生存和发展的。 3.4. 社会情境 研究表明个体是否采用自我欺骗的模式是由社会情境决定，社会的复杂性也决定人际交往中的自我表现的复杂性，自我欺骗是在个体所处的社会情境中发生。过度自信是人类在漫长的竞争过程中，发展出了最普遍的一种自我欺骗。想象在竞争情境中，对方作为竞争者，如果他不了解你的真实能力，那么你的过度自信也许会作为最有利的竞争条件之一，有助于有效的欺骗他人，那些对自己有着过高期望的学生，也会激发别人对自己产生过高期望 [ 16 ]。也有研究设置了社会妨碍情境，考察其对自我欺骗消退的影响，结果发现作弊妨碍可有效地减少了作弊行为和对自我成绩积极信念的建立，提高自我作弊行为的意识，从而削弱自我欺骗，并在消极反馈条件下加速自我欺骗的消退 [ 17 ]。
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user: 4. 应对自我欺骗的启示 4.1. 慎重考虑即时的奖赏和长远的结果 人们形成自我欺骗的信念是因为个体更倾向于即时的奖赏，即使这可能会造成长期的负面的结果。例如，在前瞻考试范式中，瞥见答案的个体更倾向于在第二次考试中高估自己的成绩，获得即时的自我满足，而忽视了这种不切实际的乐观主义会使得自己在接下来的测试中频频受挫，表现不佳。自我欺骗作为一种情感应对方式是极其敏锐的，一旦发现心理状态的细微变化，就会倾向于立刻做出反应，因此在情绪变化波动之时要更加注意认知控制，等到情绪稳定后再进行决策。 4.2. 提升自控力和自信心，合理利用自我欺骗 日常生活中可以利用培训和干预等方式，提高个体的自我控制能力；或者以给予更多赞扬或抬高的方式来提升他人的社会地位感知，抑制或削弱个体由于自我服务偏向动机带来的不利自我欺骗，从而更好地避免自我欺骗带来的后果。针对特殊人群时，也能使用自控力训练或及时调整他们的社会地位感知，合理引导他们利用自我欺骗，让更多的绝症病人形成积极乐观的心态、毒瘾或赌瘾者戒瘾走出困境、精神病人逐渐得到矫正和治愈。 4.3. 人际互动中要做到真诚待己待人 自我欺骗调节心理状态的灵活性虽然在一定程度上可以避免承受突如其来的负面信息所造成的伤害，但也使个体更容易形成以错误的信念进行认知的习惯。欺骗和自欺就像硬币的正反面相互独立也相互影响。自欺会逐渐变成一种说服或欺骗他人而不被察觉的策略，同时欺骗他人也会变成自欺的一种手段 [ 18 ]。为了促进人际交往，防止欺骗引发的猜疑和不信任，我们首先要做到真诚待己，注意换位思考和将心比心，如此即可利人利己。 4.4. 掌握正确的情绪调节方式 已有研究者发现负反馈可以通过减少个体的积极信念同时提高自我意识来减少自欺的发生，以阻止或减少自欺的消极影响 [ 19 ]。因此，日常生活中，我们应该学会正确的情绪调节方式，在面对不同的情绪状态时适当采用认知重评或表达抑制，以防被自欺产生的错误信念所左右。在不同的情绪状态下要选择适合自己的情绪调节方式，不过度依赖情绪进行判断和认知，正视并接纳自己的各种情绪。 4.5. 注意社会奖惩机制的确立 个体自我欺骗发生后，可通过内省来表征自我行为，从而获得消极的信息，进而减少积极信念并提高自我意识来减少自我欺骗。但是，自我欺骗通常发生在无意识下，在自然状态下，个体通过自我认知来监控自我欺骗，或者通过他人获得消极反馈来减少自我欺骗，都是非常困难的。因此，在自我欺骗发生前和发生后，来自他人干预来消退自我欺骗是非常有必要的。因此社会组织和企业可以通过积极的奖惩或消极的妨碍机制来塑造正面的价值标准，通过对不道德行为的干预来提高自我意识，减少自我欺骗。
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user: 5. 总结 日常生活中，自我欺骗的产生时常是无意识的，但却并非不可避免的，往往会受到个体人格特质、自身能力和情绪等内在状态和因素的影响，也会受到外在社会情境的激发。在人际交往和竞争等情境中，善加利用这种自我欺骗是对个体乃至社会都具有积极意义的，然而我们仍需在道德允许范围内，时时警惕“自欺”与“欺人”的相互转化，防止在盲目自欺过程中丧失了基本的价值判断标准。
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user: 摘 要 19世纪，在资本主义的新变化和新发展下，伯恩斯坦高举“反马克思主义”的旗帜，要求对“传统观点”进行“自由批判”和“修正”，于是，在恩格斯逝世后扣押了《自然辩证法》手稿，只发表了其中两篇论文。伯恩斯坦如此作为的背后，一方面是对资本主义抱有“改良”的幻想，另一方面也是对马克思主义革命道路的不满和高度怵惕。 关键词 :伯恩斯坦，恩格斯，《自然辩证法》手稿，马克思主义 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 19世纪中后期，资本主义进入稳定发展时期，各个资本主义国家的科学技术发展都经历了重大飞跃，以电力的广泛应用为基本特征的第二次工业革命以巨大的物质生产力量，促进了各国资本主义经济的实质性发展。与此同时，稳定发展时期的“合法斗争”冲淡了无产阶级强烈的革命意愿，模糊了无产阶级对于运用暴力革命手段取得社会主义革命胜利之必然性的正确认识。资产阶级“软硬兼施”，伺机在无产阶级中培养一个特权阶层——工人贵族，并积极拉拢无产阶级政党中的小资产阶级，以“糖衣 + 炮弹”的拙劣手段迫使他们放弃坚定的革命立场，退而成为资本主义“改良”道路的忠实拥护者。 社会存在决定社会意识，在资本主义发展日新月异的特殊时期，许多反马克思主义的资产阶级理论派应运而生，拉萨尔、福尔马尔等人就是其中的典型代表。伯恩斯坦在吸收了马克思、恩格斯、康德、杜林、拉萨尔等人的部分思想后，将这些思想片段杂乱无章地组合在一起，形成了伯恩斯坦的“思想大杂烩”——“修正主义”。1879年初，伯恩斯坦与赫希伯格、施拉姆组成的“苏黎世三人团”出场，他们筹办了杂志《社会科学和社会政治年鉴》，并试图利用《德国社会主义运动的回顾》一文来炮制反马克思主义的理论纲领，妄图用右倾机会主义的“和平”假面来取代社会主义的唯物主义基础。
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user: 2. 伯恩斯坦与恩格斯的历史渊源 伯恩斯坦与恩格斯最早的历史相交轨迹始于他与马克思、恩格斯的激烈思想交锋。1879年末，马克思、恩格斯在致倍倍尔等德国社会民主党领袖的信中对“苏黎世三人团”的极端思想和右倾机会主义倾向进行了严厉的批判和深刻的揭露，甚至建议将“三人”开除党籍，以保持党的思想纯洁性。可见，年轻的伯恩斯坦在世界观刚形成的时候就暴露出了右倾机会主义思想的萌芽，他一边热情地赞扬着拉萨尔主义，一边也接受《共产党宣言》中的普遍原理，那时的他显然还不能够准确地把握拉萨尔主义和马克思主义的本质区别。而马克思、恩格斯早已看透资本主义的逻辑陷阱，早已摸清资本运转的剥削本质，并为“单向度的社会”指出了一条自我解放的道路——成熟的“共产主义”，自然容不下年轻的伯恩斯坦在根本立场上所犯的“糊涂”。 其后，伯恩斯坦也有过很长一段献身于马克思主义的人生片段。迫于马克思、恩格斯当时在德国社会主义工人党中的崇高威望，伯恩斯坦开始“见风使舵”，通过向倍倍尔靠拢进而向马克思、恩格斯表达了悔过之心，誓与“苏黎世三人团”分裂开来，与右倾机会主义彻底决裂，并积极投身于马克思主义。在获得了马克思、恩格斯的原谅甚至信任后，伯恩斯坦便与恩格斯建立了长期的书信往来。恩格斯非常看重对这位年轻人的引导与栽培，也十分关心他的日常工作与基本立场，经常对他耳提面命。1885年4月，恩格斯在给伯恩斯坦的书信中严厉地批评了伯恩斯坦附和机会主义分子的想法，并告诫他“鬼并不象描绘的那样可怕” [ 1 ]。1888年，作为《社会民主党人报》的主编，伯恩斯坦遭到瑞士政府的驱逐，随即带领编辑部迁往伦敦，在恩格斯的眼皮子底下工作、生活。1880年至1895年间，伯恩斯坦在恩格斯的积极引导与用心栽培下站在无产阶级的革命立场作了许多积极的具体的工作——宣传马克思主义、揭露反动政府的阴谋、坚定社会主义道路等等，可称得上是“革命的社会民主党人” [ 2 ]。 1895年，恩格斯过世，伯恩斯坦便立即叛变，开始对马克思主义进行“批驳”和“修正”。在英国工作、生活的十几年间，一方面，伯恩斯坦被资产阶级民主主义、自由主义潜移默化地影响着，从而对资本主义萌生了“改良”的幻想，另一方面，由于始终未能正确地理解马克思主义的暴力革命方式，从而对马克思主义产生了“修正”的妄想。伯恩斯坦在吸收了费边主义、工联主义等思想基础上，对马克思主义的“修正工作”主要体现在两个方面：其一，1896年至1898年间，于《新时代》上以《社会主义问题》为总标题发表了6篇文章，借此提出马克思主义“过时论”，为“修正主义”的兴起提供了一个冠冕堂皇的缘由；其二，1899年2月，出版了对马克思主义“全面修正”的“系统性成果”——《社会主义的前提和社会民主党的任务》，“修正主义”就此形成体系。至此，伯恩斯坦的修正主义成为“资产阶级影响无产阶级和腐蚀无产者的主要表现之一，甚至是最主要的表现” [ 3 ]。
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user: 3. 伯恩斯坦扣押《自然辩证法》手稿的原因 《自然辩证法》的问世在伯恩斯坦的“搅和”下几经曲折。早在1873年，恩格斯在给马克思的信中就提到了关于19世纪的自然科学就辩证唯物思想写作的宏大计划(即写作《自然辩证法》)，途径与杜林的论战，而后继续潜心研究，直至1885年，恩格斯逝世，留下10篇论文和零散的札记。恩格斯逝世后，手稿落到了作为德国社会民主党中央主要负责人的伯恩斯坦手中，手稿中除《劳动在从猿到人的转变中的作用》和《神灵世界中的自然研究》外，其余论文和札记被长期扣押，直至十月革命后才得以问世。 那么，为什么伯恩斯坦将《自然辩证法》手稿束之高阁呢？ 第一，对马克思、恩格斯多年的情感敌对。由于早期双方激烈的思想交锋，这段关系便有了一个不那么愉快的开端，而后很长一段时间里，双方的表面和谐仅仅是伯恩斯坦“见风使舵”的维护，而不是源于对马克思主义的真心信仰，加之恩格斯时常“耳提面命”，批评伯恩斯坦“还不是他应该是的那个样子” [ 4 ]，更加深了他内心的敌对情感。以至于恩格斯刚逝世，他就露出了“狐狸尾巴”，说明“一直尽可能避免把我的背离的观点以对马克思恩格斯学说的批评的形式表达出来” [ 5 ]，可见伯恩斯坦内心一直存在与马克思主义相“背离的观点”，只是小心翼翼地不愿甚至不敢以“批评的形式”表达出来，但“现在的情况不同了”，“今后我必须同像我一样出身于马克思和恩格斯学派的社会主义者进行论战” [ 5 ]。这里，他所说的“现在的情况”即是指的恩格斯逝世的情况，不难看出，伯恩斯坦对恩格斯的背叛并不是一朝一夕的情绪反馈，而是多年情感敌对的蓄谋已久。伯恩斯坦于恩格斯的多年积怨与出版《自然辩证法》手稿显然是背道相驰的。 第二，与马克思主义的思想殊途。恩格斯逝世后，伯恩斯坦便借由资本主义的新变化宣称马克思主义已经“过时”，从《社会主义的前提和社会民主党的任务》中不难看出，他“并不是在认可马克思主义的基础上对马克思主义进行检验、修正和发展，而是力图证明马克思主义已经过时” [ 6 ]，并试图“另起炉灶”。他宁要路易·博朗般“乌托邦式”的美好图景，也不要布朗基般毫无意义的冒险主义，这份对于资本主义改良道路的梗顽不化容易使他走向哲学上的“一叶障目”。如果说伯恩斯坦于恩格斯的多年积怨在某种程度上源于早期的思想殊途，那么后期，他与马克思主义的分道扬镳则在于政治立场的完全背离。马克思、恩格斯用《共产党宣言》号召“全世界无产者，联合起来”，“用暴力推翻全部现存的社会制度” [ 7 ]，伯恩斯坦则拒绝革命性的马克思主义，错把“社会改良”当作社会发展的优先手段，试图“和平长入社会主义”。这时，出版《自然辩证法》手稿显然不是伯恩斯坦的当下要务。 第三，与恩格斯在革命方式主张上的云泥之别。虽然伯恩斯坦自诩“恩格斯的继承人”，但他们在革命方式上的主张却截然相反。在《1891年社会民主党纲领草案批判》中，恩格斯严厉地批判了“现代社会正长入社会主义”的观点，并强调道“无产阶级不通过暴力革命就不可能夺取自己的政治统治，即通往新社会的唯一大门” [ 8 ]，由此可见，恩格斯在晚年仍然坚定地将暴力革命作为夺取国家政权，走向新社会(社会主义社会)的唯一途径，肯定了暴力革命铁一般的必然性。恩格斯也并没有完全否认以和平方式实现社会主义的可能性，但那必须是在民主制度非常完善和健全的前提条件下，而实行联邦制、君主制的德国，其专制的政治背景注定了它只能以暴力革命的方式走向社会主义，毕竟“革命权是唯一的真正‘历史权利’” [ 9 ]。而伯恩斯坦只是片面地看到了恩格斯承认以和平方式实现社会主义的可能性，便“一言以蔽之”，选择性地忽略了恩格斯坚定的无产阶级革命立场，更没有深思和平实现方式的潜在条件。究其更深层的原因，伯恩斯坦经历了资本主义的新发展，审阅了资本主义的新变化，对其萌生了“改良”的幻想，所以理所当然地无视了马克思关于“资本主义必然灭亡”的伟大预言，转而潜心于资本主义的改良道路，从而与马克思主义彻底分道扬镳。所以，伯恩斯坦断然扣押了《自然辩证法》手稿。