DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 实证分析 3.1. 数据选取及来源 大豆价格上涨对我国通胀的影响主要是通过影响相关食品及油料的价格。由于食品及油料均为最终消费品，因此选取居民消费价格指数(CPI)描绘通胀。我国统计局定期公布的价格指数中包括总体的CPI及食品项与非食品项的细分数据，本研究中的CPI与食品项CPI数据来源于WIND金融终端，是由国家统计局发布的月度同比数据。 大豆作为重要的大宗商品，有成熟的期货交易市场。由于关税等影响因素的存在，我国国内大豆价格与国际市场并不完全一致，因此本文中大豆价格(元/吨)选用的是大连商品交易所黄大豆1号的价格。根据月度的黄大豆1号成交金额及成交量计算月度价格并得到同比变化情况。 选取2009年至2018年这10年间的月度数据作为分析对象，得到116期的时间序列数据。 3.2. 数据处理与分析 本文采用stata对数据进行处理，在软件中CPI、CPI食品项与大豆同比价格分别命名为CPI、food、bean。首先观察图1序列特征，发现CPI与food曲线较为相似，大豆价格bean虽然波动幅度明显大于其他，但趋势相同，且变动领先于CPI和food项。对三个序列分别作平稳性检验，结果如表1，三个序列均稳定。 3.2.1. VAR模型建立与检验 建立VAR模型之前需要确定模型的滞后阶数，结果如表2，表中AIC、FPE及LR准则均将滞后阶数定为3，因此确定模型的滞后阶数为3阶： 建立3阶VAR模型，并对模型进行检验，发现检验通过，模型成立，如表3，表4。对模型单位根进行检验，发现都位于单位圆内，说明模型稳定，如图2。对模型残差项进行LM检验，如表5，不能拒绝原假设，认为模型残差中不存在自相关，说明模型充分提取了有效信息。 3.2.2. 格兰杰因果与脉冲响应分析 为进一步分析三个指标之间的关系，对三者进行格兰杰因果检验，发现CPI是食品项CPI的格兰杰原因，这与我国CPI中食品项占比较大的现实较为符合。大豆价格是CPI和食品项CPI的格兰杰原因，但大豆价格本身不受其他因素影响，在实际中大豆价格主要受进口与需求影响，物价对大豆影响很小，与分析结果一致。综合以上，认为分析结果可信，影响路径为大豆价格—CPI—食品项CPI，结果如表6。 Table 1 Sequence stability checklis lags Test Statistic p-value 结论 bean C06 −3.671 0.0045 稳定 food C09 −2.911 0.0441 稳定 CPI C04 −3.090 0.0273 稳定 表1. 序列稳定性检验表 Table 2 Lagged order tabl lag LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC 0 −851.452 849.318 15.2581 15.2876 15.3309 1 −473.978 754.95 9 0.000 1.17898 8.67819 8.79636 8.96945 * 2 −458.442 31.073 9 0.000 1.04951 8.56147 8.76828 * 9.07119 3 −445.979 24.927 * 9 0.003 0.987494 * 8.49962 * 8.79506 9.22779 4 −439.477 13.004 9 0.162 1.03433 8.54423 8.9283 9.49085 表2. 滞后阶数表 Table 3 VAR model tabl Equation Parms RMSE R-sq chi2 P > chi2 bean 10 4.84407 0.8313 556.9243 0 food 10 1.42168 0.8826 849.6988 0 CPI 10 0.464278 0.9204 1306.038 0 表3. VAR模型 Table 4 Wald checklis lag chi2 df Prob > chi2 3 458.01626 9 0 表4. Wald检验 图1. 序列折线图 Table 5 LM autocorrelation test tabl lag chi2 df Prob > chi2 1 9.8976 9 0.35884 2 6.9717 9 0.64007 表5. LM自相关检验表 * H0: no autocorrelation at lag order. Table 6 Grainger causality test tabl Equation Excluded chi2 df Prob > chi2 bean food 4.0619 3 0.255 bean CPI 2.6835 3 0.443 bean ALL 6.8757 6 0.322 food bean 11.329 3 0.010 * food CPI 13.777 3 0.003 * food ALL 22.952 6 0.001 * CPI bean 10.993 3 0.012 * CPI food 5.7096 3 0.127 CPI ALL 15.492 6 0.017 * 表6. 格兰杰因果检验表 图2. 特征值检验 在确定了影响路径的方向后，对模型进行脉冲响应分析，结果如图3，图4。大豆价格对CPI有正向的冲击，约7期冲击达到最大，并且冲击持续时间较长，10期内均处于显著区间，此后逐渐消失。相较于CPI受到的冲击，食品项脉冲响应函数的置信区间一直没有离开0，说明食品项受大豆价格变化冲击的影响更小，且持续时间很短。 为进一步分析大豆价格变动冲击的大小，作大豆价格自身冲击变动图，如图5。在0时刻，施加1个正向冲击，大豆价格上升约4.5个单位。可以认为4.5个单位的正向变动就等于1个正向冲击，对比图3和图4发现，大豆对CPI与食品项CPI的冲击要小于对本身的冲击。因此本文认为，大豆价格变化对总体物价水平的冲击是会被稀释的，大豆价格变动对宏观经济的影响很小。 图3. CPI对大豆价格冲击反应图 图4. CPI食品项对大豆价格冲击反应图 图5. 大豆价格自身冲击反应图
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user: 4. 研究结论与思考 4.1. 研究结论 大豆价格与居民消费价格指数存在格兰杰因果关系。大豆价格是食品项的CPI指数及总CPI指数的格兰杰原因，反之不成立。现实中大豆价格主要受产需影响，CPI的本身波动较小，对大豆价格无明显影响。模型结果与实际一致，说明结论可靠。 通过脉冲响应分析发现，大豆价格的变动对CPI和食品项CPI有正向的影响，但影响时间和程度不同。大豆价格对总CPI的冲击更大，持续时间更长。可能的原因是进口大豆不单用来制作食品，还用于制作生物燃料等非食用品，因此大豆对物价水平的影响不限于食品项。 通过分析，本文认为大豆价格的上行的确会造成国内物价水平的上行，虽然无法得到定量结论，但通过对比大豆价格变动对自身以及对CPI冲击的相对大小，认为大豆价格的变化对我国物价的影响会因稀释而变小。 大豆价格对食品类CPI的影响并不明显，因此我国居民的日常生活并不会因中美贸易战的进行产生消极的变化，在生活中贸易战带来的影响微乎其微，完全不必紧张。而对于总CPI的影响反而是需要关注的方面，非食品项的大豆使用需要我们投入更多研究。总体来说，大豆价格的变化对于我国庞大物价体系来说，并不能制造明显波动，尤其是食品类CPI的较为平稳的变化为我国民众注入了一针“安心剂”。 4.2. 思考与改进 VAR模型虽然克服了传统模型人为设定变量造成的偏差，纯粹以数据为导向，简化了复杂的传导过程。但相对的，也使得模型难以保证与经济理论符合。而且VAR模型因为其非结构化的特点，只能对未来的趋势进行预测，但无法分析当期各变量间的关系。比如大豆价格改变当期，CPI的变化情况。可以考虑采用SVAR模型，对VAR施加符合经济含义的约束条件，使当期价格与物价指数之间的变动关系可描述。 此外，仍可以考虑建立传统模型以情景分析等方法量化大豆价格上涨对物价指数的具体影响。
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user: 摘 要 论文从草莓高架栽培类型、草莓品种选择、栽培基质选择和环境调控等方面阐述了草莓高架栽培的技术要点，为草莓高架栽培进一步应用推广提供实践参考。 关键词 :草莓，高架栽培，环境调控 Copyright © 2018 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 草莓Fragaria ananassa Duch.，蔷薇科草莓属植物，被誉为“水果皇后” [ 1 ] ，含有丰富的营养物质和人体必需的矿物质元素，尤其维生素C含量比苹果、葡萄高7~10倍，苹果酸、柠檬酸、维生素B1、维生素B2，以及胡萝卜素、钙、磷、铁等含量也比苹果、梨、葡萄高3~4倍。 草莓高架栽培是一种新型的设施栽培模式，采用镀锌管或不锈钢管材料等做成一定形状的栽培架，用无纺布等透气材料围成栽培槽，以基质为栽培介质，并结合滴灌供水供肥设备，可以达到草莓高效栽培的目的。该种栽培模式实现了草莓立体化栽培，解决草莓传统土壤栽培的土传病害问题，实现肥水管理精准化，具有产量高、果品洁净，采摘方便等优点 [ 2 ] ，适合在休闲观光采摘园应用，也适合在设施葡萄架下套种。论文就浙江省草莓高架栽培中的几个关键问题做一探讨。
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user: 2. 品种选择 草莓品种选择依据距离市场的远近和销售方式。目前浙江省主要栽培品种为“红颊”和“章姬”，“红颊”颜色鲜艳、耐贮性好，适于长距离运输；“章姬”香味浓郁、丰产性好，适于采摘。另外，由浙江省农科院选育的“越丽”和杭州市农科院选育的“红玉”，也表现出优良的品性。草莓植株最好一年一栽，同一大棚里最好有2个或2个以上品种，品种间距不超过25 cm，便于异花授粉，提高座果率。
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user: 3. 高架栽培主要类型 目前，草莓高架栽培根据环境设施和栽培目的的不同，常见的有A型架栽培、H型架栽培、品字形栽培、阶梯错层栽培、抱柱式立体栽培、新型分段几字槽袋培等 [ 3 ] 。论文主要介绍生产上最常见的两种类型。 3.1. A型架栽培 A型架栽培，用镀锌钢管或PVC管组合成A型支架，在A字的左右同高度设计栽培槽，栽培槽可以是用泡沫板围成V型种植槽，也可以用卡槽将无纺布扣于支架上。支架高度因栽培目的而设置，一般为为100~150 cm。A型架层数设计为1~3层，3层架定植密度大，超过1万株/亩，但存在中下层光照不足，结果数量会减少，畸形果的机率也会增多。生产中多采用2层架，兼顾了草莓的种植密度，有避免光照不足的问题。 3.2. 单层H型栽培 栽培架支架材料采用镀锌钢管，用卡槽将无纺布扣于支架上用作栽培槽。支架高度一般设置为100~150 cm，单排双行平行栽培，定植密度约4500~6000株/亩。这种栽培模式植株生长不会出现相互遮光问题，方便作业与采收，特别适合设施葡萄架下套种草莓模式的推广，大大提高设施和土地的利用率，增加经济效益。
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user: 4. 栽培基质选择 草莓为浅根性植物，泥炭、珍珠岩、蛭石等是常用的原料，可适当添加椰糠，同时推荐与控释肥混拌 [ 4 ] 。基质配方推荐：50%泥炭 + 30%椰糠 + 20%珍珠岩 + 控释肥16-6-12.4公斤/方，可根据成本预算适当调整泥炭和椰糠的比例。PH值5.5~6.5，EC值0.5~1，并需定期检测基质的PH、EC值。
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user: 5. 栽培环境调控 [ 5 ] 5.1. 温度 草莓不同生长时期对温度的要求不同，移栽后环境温度控制在15℃~20℃，利于根系的生长。移栽成活后环境温度控制在20℃~26℃，有利于植物的生长。花芽分化阶段温度10℃~24℃，果实膨大期18℃~20℃最佳。 5.2. 光照 草莓喜光照，较耐阴，休眠期要求短日照和低温(需5℃以下低温几十到数百小时)，花芽分化期要求10~12 h的短日照和较低温(10℃~24℃)，开花结果期和匍匐茎抽生期需12~15 h的长日照。 5.3. 水分 草莓根浅，喜湿，但怕涝。苗期和匍匐茎生长期，要保证充足水分；开花期控制土壤湿度70%左右。花芽分化和浆果成熟期，田间持水量60%为宜。果实膨大期需水量较多，田间持水量80%左右为宜。 5.4. 施肥管理 草莓营养生长过程中营养需求量以N、K和Ca为主，P的需求量相对较低；草莓生殖生长过程第一花序现蕾、第二侧花序现蕾、第三侧花序现蕾这三个时期要有充足的水肥供给，建议不同生长时期使用不同配方的专用水溶性肥料，并配合滴管设施，提高产量。此外，可适当补充CO 2 气体肥，提高草莓的光合作用，提高果实糖分等有机质的含量，提高品质。
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user: 6. 病虫害防治 草莓开花前常见虫害是蓟马，绿色食品生产推荐使用高效安全的乙基多杀菌素(艾绿士)悬浮剂。11月初需要防治红蜘蛛一次，选择药剂乙螨唑(来福禄)和联苯肼酯(爱卡螨)，这两个药同样对螨卵、若螨、成螨均有效。喷雾叶片背面。 高温高湿环境易出现炭疽病，绿色食品生产选用阿米西达(嘧菌酯)，喷雾茎基部。 10月中下旬和11月上旬预防白粉病，选用醚菌酯(翠贝)、健达、乙嘧酚(不符合绿色)、四氟醚唑(不符合绿色)、枯草芽孢杆菌、蛇床子素交替使用。同时建议大棚内非草莓种植区全面消毒(晴天中午消毒效果最佳)。 11月下旬和12月，要注意灰霉病的预防及治疗。可以选用化学药剂啶酰菌胺(凯泽)、健达、嘧霉胺等喷雾药剂交替使用。同时使用腐霉利烟剂熏棚，进行大棚灰霉病消毒 [ 6 ] 。熏棚时间控制在8小时左右，避免产生药害。
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user: 7. 其他管理 7.1. 蜜蜂授粉 选择开花5%时，将土蜂放入大棚内辅助授粉；土蜂用20%的糖水喂养，不宜喂太饱也不能饿死。打药时要将蜜蜂清出去，连续3天没有蜜蜂授粉是没有影响的。 7.2. 疏花疏果 草莓属二歧聚伞花序，疏果一般留的是一级果、二级果中的一个或两个果。一棵植株，一般坐住果的花序留2~3个，整株不能超过10个。疏掉小花、没授好粉的花、畸形花果、太细的花序，留没坐果的大花，作为后续结果。 7.3. 摘除匍匐茎 夏季温度高的时候正适合匍匐茎生长，这些匍匐茎既消耗营养，又减少产量，所以要尽早摘除。注意要从根部掰掉，不要用剪刀剪，以免茎基部留下很多茬子，滋生病菌。 7.4. 打老枝老叶 老叶会产生一种物质，抑制花芽分化，及时摘除无果老枝和老叶，促进花芽分化，当发生徒长的时候可以打多一些老叶。当叶子差不多和地面平行的时候就要摘除，这些老叶还是红蜘蛛的来源，在打红蜘蛛时最好先把老叶摘掉，这样效果会好很多。一般4~5片叶能够供一个花序所需的营养。 草莓高架栽培是近几年来比较流行的新型栽培模式，技术还不是太成熟，而且存在相关设备费用较高，一次性投资大等问题，但草莓高架栽培是一种发展的必然趋势。必将通过增加高架模式的多样化、改进调控设备的先进性、提高栽培管理者技术等途径，促进中国草莓业的蓬勃发展。
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user: 摘 要 高楼坠伤综合症是猫从高楼建筑的阳台或窗户坠落发生损伤的总称，在大多数情况下，猫坠落的原因与追逐鸟类、昆虫时从窗户、阳台跳下或边缘步行时滑落有关，高楼坠伤是猫科疾病中常见的急诊，进行快速全面地急诊检查和治疗，可提高猫高楼坠伤成活率，高楼坠伤造成的损伤分布与楼层高度有关系，猫主要靠转脊运动增加成活率。 关键词 :猫，高楼坠伤，休克，气胸，腭裂，消化道损伤，分析 Copyright © 2018 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. 病史 公猫，两岁，已去势，因高楼坠伤急诊来院。主诉：半小时前猫从十六楼窗台坠落至一楼水泥平台，在水泥平台找到时，猫已失去意识，右侧躺，大小便失禁，口鼻流血，运送医院途中逐渐恢复意识。
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user: 2. 临床检查 精神沉郁，呼吸困难，口唇发绀，双侧鼻腔喷血，切齿脱落，口腔出血，硬腭破裂，右侧眼结膜血肿，口、鼻、眼多处软组织受损，见图1。听诊心动过速，呼吸急促，肺部呼吸音降低，触诊全身肌肉紧张、腹部敏感、膀胱不充盈，骨骼无明显异常。 T：37.5℃、P：200次/min、R：60次/min BW：3 kg、BCS 4/9 CRT > 3 s。
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user: 3. 实验室检查： 稳定体征后进行了血液学检查、影像学检查、尿液检查提示气胸、肺挫伤、腭裂、骨折、消化道穿孔、肝损伤等，见图2至图7。
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user: 4. 临床诊断 猫高楼坠伤：创伤性闭合气胸、肺挫伤、腭裂、颧骨颞突骨折、肝损伤、消化道损伤、腹腔少量积液、代谢性酸中毒、结晶尿、多处软组织损伤。
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user: 5. 治疗及医嘱 5.1. 对症治疗 静脉乳酸林格纠正休克、酸中毒(代谢平衡)、恢复水合及灌注(水平衡)、吸氧(提高血氧水平)、止血剂(口鼻、肺、腹腔)、质子泵抑制剂(减轻胃肠穿孔损伤)、止痛剂疼痛管理(有助提高肺通气量)、保肝剂、肠外营养支持、静养、减少应激。 图1. 来院外观双侧鼻腔喷血，切齿脱落，口腔出血，硬腭破裂，右侧眼结膜血肿 5.2. 医嘱单 护理等级：重症监护、TPR/2 h、72小时吸氧、记录出血量及大小便量密切观察精神食欲、咳嗽、打喷嚏、大小便是否带血等，见图8。
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user: 6. 预后 通过住院内科治疗患猫状态稳定进行外科修补腭裂后，患猫康复出院，出院后跟踪调查三个月无异常，见图9。 图2. X光检查。气胸、肺挫伤(白三角)、右侧颧骨颞突骨折(黑三角) 图3. 泛影葡胺肠道造影剂残留(白三角)、膀胱显影(黑三角)，提示消化道损伤 图4. 血检：AGP (猫α1酸性糖蛋白)升高、白细胞应激像，血气提示：代谢性酸中毒、低离子钙、高血糖、高乳酸血症 图5. 生化提示：高血糖、谷丙转氨酶升高、胆固醇偏低、肌酸激酶超上限 图6. B超提示：1、腹腔少量积液；2、肝脏充血、胆囊壁回声异常；3、膀胱结晶尿 图7. 尿检：尿糖阳性、尿糖阳性、磷酸铵镁结晶 图8. 本文患猫，状况好转，应激性血糖、尿糖逐渐正常，于第三天开始进食 图9. 患猫基本恢复正常后出院
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user: 摘 要 若随机变量 X = l n Y ~ N ( μ ， σ 2 ) 则随机变量 X 服从对数正态分布，对数正态分布用来表示一类正右偏数据，实际应用非常广泛 [ 1 ] 。在很多情况下，数据的来源有不同的背景，对于单个总体的研究 [ 2 ] 已经不能满足我们的需求，此时的主要目的是基于几个总体来研究他们的共同参数问题。本文对于单个样本利用广义推断的方法给出均值 [ 3 ] 广义枢轴量，然后基于每个总体所抽取的样本量和近似样本方差的广义枢轴量给出不同总体共同均值的广义枢轴量的加权平均，得到共同均值的广义置信区间，利用R语言进行数值模拟，得到的覆盖概率接近置信水平。 关键词 :对数正态分布，广义枢轴量，广义置信区间，加权平均，R Copyright © 2018 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 当某一测量值受多种因素的随机影响时，该值常呈对数正态分布，对数正态分布在实际中有着重要的应用，例如它主要被广泛的用于描述如在金融市场的理论研究中，著名的期权定价公式以及许多实证研究都用对数正态分布来描述金融资产的价格。另外在工程、医学和生物学领域里对数正态分布也有着广泛的应用，很多研究都会用它来拟合寿命数据以及人口收入数据。往往人们会得到不同背景下的服从对数正态分布的数据，对于这些有着共同均值的不同总体，我们会充分利用他们之间的信息，来估计共同均值，这就是本文所研究的内容。
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user: 2. 广义枢轴量和广义置信区间 定义1：对数正态分布 若随机变量 X = ln Y ~ N ( μ ， σ 2 ) ，则随机变量 Y 服从两参数的对数正态分布，其密度函数为： f ( y ) = f ( y ) = { 1 2 π σ y e − ( ln y − μ ) 2 / 2 σ 2 0 y > 0 y ≤ 0 其均值 E Y = exp ( μ + σ 2 / 2 ) 。 2.1. 广义枢轴量和广义置信区间 定义2：广义枢轴量和广义置信区间 形如 R ( X ; x ， η ) 的广义枢轴量是X，x和 η 的参数，其中 η = ( θ ， δ ) ， θ 是兴趣参数， δ 是讨厌参数，并且满足以下条件： 1) 对给定的 x ， R ( X ; x ， η ) 的分布与未知参数 η = ( θ ， δ ) 无关； 2) 观测值 r = R ( x ; x ， η ) 与讨厌参数 δ 无关。 假设给定广义枢轴量 R ( X ; x ， η ) 和置信系数 γ ( 0 < γ < 1 ) ，寻找 的样本空间的一个子集 C γ ，使得 P ( R ( x ; x ， η ) ∈ C γ ) = γ 取 Θ γ = { θ | R ( x ; x ， η ) ∈ C γ } 则称 Θ γ 为参数 θ 的一个置信系数为 γ 的广义置信区间。 广义枢轴量法解决了传统枢轴量法无法解决的问题，即当分布含有讨厌参数时枢轴量很难或者无法构造的问题。 事实上，广义检验变量 T 和广义枢轴量 R 之间有如下关系： T + R = g ( θ ) ，其中 g ( θ ) 为兴趣参数的函数，因此可以通过构造广义枢轴量的方法来进行假设检验，且其相应的广义 p 值可以通过二者的关系计算得到。 2.2. Fiducial广义枢轴量 定义3：Fiducial广义枢轴量 设 R ( X ; x ， η ) 是关于X，x和 η 的参数，其中 η = ( θ ， δ ) ， θ 是兴趣参数， δ 是讨厌参数，并且满足以下条件： 1) 对给定的 x ， R ( X ; x ， η ) 的分布与未知参数 η = ( θ ， δ ) 无关； 2) 观测值 R ( x ， x ， η ) = θ 。 则称 R ( X ， x ， η ) 为兴趣参数 θ 的Fiducial广义枢轴量。 可以看出Fiducial广义枢轴量是广义枢轴量的特殊情况，这也使得Fiducial广义枢轴量可以通过构造参数的Fiducial分布得到，且已经有了较为成熟的构造方法，下面的部分将主要通过实例来做假设检验问题。
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user: 3. 提出的方法 3.1. 广义枢轴量的构造 考虑 k 个独立的有公共均值 θ = exp ( μ + σ 2 / 2 ) 的对数正态总体。令 Y i 1 ， Y i 2 ， ⋯ ， Y 1 n i 是从第 i 个对数正态总体中抽取的随机样本，且有： X i j = log Y i j ~ N ( μ i ， σ i 2 ) ，因此我们有： θ = exp ( μ i + σ i 2 / 2 ) ， i = 1 ， 2 ， ⋯ ， k 。 令 X ¯ i 和 S i 2 分别表示从第 i 个对数正态总体样本数据做对数转换后的均值与方差， X i j = log Y i j ( j = 1 ， 2 ， ⋯ ， n i ) ，且令 x ¯ i 和 s i 2 分别表示他们的观测值。由于： X ¯ i − μ i σ i 2 / n = Z i ~ N ( 0 ， 1 ) ( n i − 1 ) S i 2 / σ i 2 = V i ~ χ n i − 1 2 其中 Z i 是服从标准正态分布的随机变量， V i 是服从自由度为 n i − 1 的卡方分布的随机变量，且两者相互独立。因此可以构造广义枢轴量： R σ i 2 = ( n i − 1 ) s i 2 V i ， (1) R μ i = x ¯ i − Z i U i ( n i − 1 ) s i 2 n i (2) 因此 R θ ( i ) = exp ( R μ i + R σ i 2 2 ) (3) 对于第 i 个总体，其极大似然估计为 θ ^ ( i ) = exp ( μ ^ i + σ i 2 2 ) [ 4 ] ， (4) 其中 ， σ ^ i 2 = S i 2 。 θ ^ ( i ) 的样本方差可以近似为： var ( θ ^ ( i ) ) = σ i 2 ( 1 + σ i 2 / 2 ) exp ( 2 μ i + σ i 2 ) [ 5 ] (5) 从而我们所研究的对数正态的均值 θ 的广义枢轴量是基于 k 个广义枢轴量 R θ ( i ) 的加权平均值，具体形式如下： R θ = ∑ i = 1 k R w i R θ ( i ) n i ∑ i = 1 k R w i n i ， (6) 其中： R w i = 1 / R var ( θ ( i ) ) (7) R var ( θ ^ ( i ) ) = R σ i 2 ( 1 + R σ i 2 / 2 ) exp ( 2 R μ i + R σ i 2 ) (8) 3.2. 算法 对给定的观测值 ： 1) 计算 x ¯ i 和 s i 2 ， i = 1 ⋯ k 。 2) 产生 V i ~ χ n i − 1 2 的实现值，然后按(1)给出的公式计算 R σ i 2 ， i = 1 ⋯ k 。 3) 产生 Z i ~ N ( 0 ， 1 ) 和 U i ~ χ n i − 1 2 的相互独立的实现值，然后根据(2)给出的公式计算 R μ i ， i = 1 ⋯ k 。 4) 根据公式(3)计算 R θ ( i ) ， i = 1 ⋯ k 。 5) 重复步骤2~3共 t 次，根据公式(7)和(8)计算 R w i 。 6) 根据公式(6)计算得到 R θ 。 7) 重复步骤2~6共m次，得到一系列 R θ 。 8) 将这以系列 R θ 案从小到大排列。 通过得到的有序的 R θ 数列，取其2.5%分位点与97.5%分位点，得到 θ 的置信水平为95%的置信区间。
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user: 4. 模拟研究与结论 在本次模拟实验中，取总体个数为2个，样本量分别为 n 1 = 20 ， n 2 = 40 ，作了对数变换后的数据的总体均值我们定，为 μ 1 / μ 2 = 5 / 3 和 10 / 3 ，共同均值 ψ = log θ 的值取0.3，0.5，0.8，1.0，1.2，1.5和2.0。下面以表格的形式对比广义推断的方法与大样本方法得到的95%置信区间的覆盖率，见表1。 其中比率是两总体参数 μ 的比率： μ 1 / μ 2 。 Table 1 Empirical coverage probabilities of 90 percent two-sided confidence bounds for the common mea 比率 o g θ 样本量 l ( n 1 ， n 2 ) = ( 20 ， 40 ) ( n 1 ， n 2 ) = ( 30 ， 50 ) ( n 1 ， n 2 ) = ( 50 ， 100 ) 广义枢轴量 大样本 广义枢轴量 大样本 广义枢轴量 大样本 5/3 0.3 0.95 0.89 0.95 0.93 0.95 0.95 0.5 0.95 0.88 0.95 0.93 0.95 0.95 0.8 0.95 0.88 0.94 0.92 0.94 0.95 1.0 0.94 0.87 0.94 0.92 0.94 0.94 1.2 0.95 0.86 0.94 0.92 0.95 0.94 1.5 0.94 0.85 0.94 0.91 0.94 0.94 2.0 0.93 0.84 0.94 0.90 0.94 0.94 10/3 0.3 0.95 0.88 0.95 0.94 0.95 0.95 0.5 0.95 0.89 0.95 0.94 0.95 0.94 0.8 0.94 0.88 0.95 0.93 0.95 0.94 1.0 0.95 0.88 0.95 0.93 0.95 0.94 1.2 0.95 0.87 0.95 0.93 0.95 0.94 1.5 0.95 0.88 0.95 0.93 0.95 0.94 2.0 0.94 0.88 0.95 0.93 0.95 0.94 表1. 共同均值θ的置信水平为95%的双侧置信区间的主要覆盖率 从上述结果来看，当样本量较小时，广义枢轴量的方法的真实覆盖水平明显高于大样本方法，显示出其良好的估计性能。当样本量逐渐增加时，大样本的优良效果逐渐明显，广义枢轴量的方法仍具有良好的性能。
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user: 摘 要 犬卵巢残端综合征是经历过卵巢切除术后，恢复或继续出现功能性卵巢组织相关行为变化和身体特征的临床症候群。在临床中完整诊断出局部卵巢残端组织数量、位置、大小、组织黏连、有无恶变存在困难，特别是患犬处于乏情期及卵巢残端组织较小，本文分析一例拉布拉多犬卵巢子宫侧切，术后出现发情接受公犬爬跨、外阴血性分泌物，诊断为卵巢残端综合征，采用腹腔镜手术切除卵巢残端，患犬迅速康复，追踪六个月无异常。 关键词 :犬，卵巢残端综合征，诊断，腹腔镜手术，分析 Copyright © 2018 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. 基础病史 八岁拉布拉多，雌性，40 KG，2017年11月因子宫蓄脓在外院进行卵巢子宫左侧侧切术，术后一个月患犬出现接受公犬爬跨，外阴肿胀及血性分泌物，颜色从红棕色变为白色，外阴肿胀，见图1、图2，注射和口服抗生素及外阴抗菌冲洗液无好转，饮食大小便正常，于2018年4月1日来院就诊。
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user: 2. 临床检查 · 精神良好，外阴肿胀，外阴较多浑浊分泌物，心肺听诊无明显杂音，全身触诊未见明显异常。T：38.9℃、P：100次/min、R：30次/min，BW：40 kg、BCS 6/9。 · 完善物理检查后进一步实验室检查及影像学检查，见图3至图14。
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user: 3. 临床诊断 综合病史、临床症状、实验室检查及影像学检查。 临床诊断：卵巢残端综合征–右侧卵巢残端，胸腰椎退行性变形性脊椎病。 图1. 患犬外观 精神良好 图2. 患犬外阴肿胀，末端开放，流出血性液体
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user: 4. 临床治疗 手术切除卵巢残端，因患犬为深胸大型犬且肥胖，常规开腹手术视野受限，不利寻找和切除卵巢残端，于是采用腹腔镜进行右侧卵巢残端切除，见图15至图18。
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user: 5. 预后 经腹腔镜切除右侧卵巢残端后一周，患犬外阴肿胀逐渐减轻，外阴异常分泌物逐渐减少，手术伤口一期愈合，三周后外阴肿胀基本消除，外阴异常分泌物消失，卵巢残端病理切片未见颗粒细胞瘤病变，术后追踪半年恢复正常，再无发情表现，见图19、图20。
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user: 7. 总结 临床卵巢残端的发生常与不适当的手术技巧有关，不必过多追求小切口、微创以及侧切等，选择合适的手术技巧可大大降低卵巢残端的发生率，诊断时应综合考虑，结合病史、临床症状、实验室检查、影像检查等完成诊断，明确卵巢残端数量、位置、大小、组织黏连、有无恶变等信息，根据患病动物的实际情况采取合适的手术方案，如有条件，推荐腹腔镜手术切除卵巢残端。
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user: 摘 要 二语学习的年龄效应是二语习得领域的一个重要研究问题。大量的研究和学习经历都表明儿童的二语学习比青少年或成人更为优越，但是目前国内外学术界还没有对年龄效应的本质达成共识。本文运用结构方程模型，综合探讨作为认知机制的语言学能以及社会心理因素(动机和语言使用)与我国英语学习者语法学习成效的关系，以期发现各因素对于二语语法学习成效的效应结构，从而为我国的英语教育实践提供参考。 关键词 :起始年龄，语言学能，动机，语言使用，语法学习成效，结构方程模型 Copyright © 2018 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: 2. 研究方法 2.1. 数据来源 本研究是对马莉(2016) [ 19 ] 研究数据的进一步分析。该数据来自于国内六所重点大学的研究生，专业涵盖了工商管理、法学、新闻、数学、物理以及土木工程等。剔除不完整信息后，有效数据为83名，根据受试提供的英语学习背景信息，并参照Abrahamsson & Hyltenstam (2008) [ 10 ] 的研究方法，采用12岁作为早晚学者的分界点，因此共有43名早学者，40名晚学者(见表1)。 测量工具为一份调查问卷和两个测试。调查问卷分为三个部分，即基本信息情况表(参照Li & Whinney (2011) [ 29 ] )，动机情况调查表(参照Taguchi et al. (2009) [ 30 ] )以及语言使用情况调查表。学能测试采用的是Meara (2005) [ 31 ] 设计的LLAMA学能测试，语法学习成效由语法判断测试(Grammatical Judgment Test， GJT)成绩体现，语法判断测试分为四个部分，即限时和不限时书面测试，限时和不限时听力测试(具体内容可参考马莉(2016) [ 19 ] )。 2.2. 数据分析工具 由于数据量中等，本研究采用Smart PLS 3.2.7建立PLS-SEM结构方程模型，并考察是否存在中介效应。主要使用了PLS算法(PLS algorithm)和自助法(bootstrapping，取容量为1000的重抽样样本)。基于马莉(2016) [ 19 ] 的研究，本文提出了以下假设模型：(图1) 在假设模型中，内隐学能、动机、语言使用以及语法判断测试(GJT)成绩都是只有一个测量指标的变量，外显学能由LLAMA B，E，F组成，为形成性(formative)模式。内隐学能和外显学能与语法判断测试成绩之间存在直接相关性，动机和语言使用与语法测试成绩相关，并作为学能和语法测试成绩之间的中介变量。由于受试分为早晚学组，语法判断测试有四种形式，因此假设模型根据受试语法判断测试成绩分别运算了8次，如表2所示。
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user: 3. 研究结果 3.1. 早学组结果 在对模型一、二、三以及四进行运算后，在早学组中只有内隐学能与限时书面/听力语法判断测试成绩显著相关，动机与语言使用的显著相关(见表3)。每个模型中剔除不显著的相关关系后，没有复杂的相关关系存在。因此，早学组数据没有符合指标的结构方程模型。 Table 1 Background information of participant 年龄 起始年龄 均值 值域 均值 值域 早学组(n = 43) 22.88 (1.03) 20~26 9.4 (1.24) 5~11 晚学组(n = 40) 23.88 (1.42) 22~28 12.5 (0.64) 12~14 表1. 受试背景信息 图1. 语言学能、动机、语言使用与二语语法学习成效关系的假设模型 Table 2 Estimated model 模型名称 语法判断测试成绩 模型一 早学组限时书面测试 模型二 早学组不限时书面测试 模型三 早学组限时听力测试 模型四 早学组不限时听力测试 模型五 晚学组限时书面测试 模型六 晚学组不限时书面测试 模型七 晚学组限时听力测试 模型八 晚学组不限时听力测试 表2. 实际运算模型 Table 3 Significant correlations and their path coefficients in models of early learner grou 相关关系 路径系数 t值 p值 内隐学能à限时书面测试成绩 0.310 2.681 0.007 内隐学能à限时听力测试成绩 0.352 2.352 0.019 动机à语言使用 0.442 3.848 0.000 表3. 早学组模型中的显著相关关系以及路径系数 3.2. 晚学组结果 用同样的方式对模型五、六、七以及八进行运算并根据数据调整假设模型，除模型七不成立外，其他的模型都存在复杂的关系网络，而且达到模型拟合指标。 3.2.1. 调整后的模型五以及中介模型一 剔除掉不显著的相关关系后，调整后的模型五如图2所示。在该模型中，除内隐学能与晚学组的限时书面GJT成绩存在显著负相关外，其他的相关关系均为显著正相关(见表4)。根据软件开发者提供的模型拟合度指标SRMR值 1 ，调整后的模型五的SRMR值为0.101，略高于门槛值0.1，因此模型不成立，但根据外显学能、动机以及限时书面GJT成绩之间的关系线，可以建立中介模型。 由于外显学能、动机以及限时书面GJT成绩之间的相关关系均达到显著，按照软件开发者的设计理论，可建立起以动机为中介变量的中介模型，如图3所示。该中介模型的SRMR值为0.039，达到模型拟合的要求。根据软件开发者提供的中介效应运算公式，得出VAF值 2 为67.4%，意味着动机在外显学能和晚学组限时书面GJT成绩之间具有很强的部分中介效应。因此，可以将模型结果解读为拥有相同水平外显学能的晚学者中，动机水平较高者更能获得较好的限时书面GJT成绩。 图2. 晚学组调整后的模型五 图3. 晚学组中介模型一 Table 4 Significant correlations and their path coefficients in modified Model 相关关系 路径系数 t值 p值 内隐学能à限时书面测试成绩 −0.297 2.584 0.010 外显学能à动机 0.375 2.678 0.019 外显学能à限时书面测试成绩 0.431 2.688 0.002 动机à语言使用 0.521 4.246 0.000 动机à限时书面测试成绩 0.380 3.092 0.049 表4. 调整后模型五的相关关系和路径系数 3.2.2. 调整后的模型六 用同样的方式剔除不显著的相关关系后，模型六中外显学能与不限时书面GJT成绩，外显学能与动机，动机与语言使用，语言使用与不限时书面GJT成绩达到了显著正相关，如图4、表5所示。调整后的模型六的SRMR值为0.072，达到了模型拟合。但由于不存在显著相关的三角关系，因此无法建立以动机或语言使用为中介变量的中介模型。 3.2.3. 调整后的模型八以及中介模型二 在对模型八进行调整后，我们也得到了可以成立的结构模型，如图5所示。在该模型中，外显学能、动机与不限时听力GJT成绩都达到了显著相关(见表6)，并且整个模型的SRMR值为0.072，意味着模型有很好的拟合度，符合该组数据。同时外显学能、动机以及不限时听力GJT成绩形成了显著相关的三角关系，因此可以建立起中介模型二，如图6所示。 中介模型二的SRMR值为0.030，达到了模型成立指标。根据中介效应运算公式，得出VAF值为57.2%，说明动机在外显学能与晚学组不限时听力GJT成绩之间具有较强的部分中介效应，拥有同等水平外显学能的晚学者中，如果动机水平较高，那么他们将会获得更好的不限时听力GJT成绩。
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user: 4. 讨论 4.1. 动机的中介效应 根据数据我们建立起了有效的四个模型，更生动地展现了马莉(2016) [ 19 ] 的数据结果，模型反映出语言学能的不同组成部分(内隐学能和外显学能)在早晚学者身上产生了不同的影响效果，内隐学能与早学组的语法学习成效显著相关，而外显学能与晚学组的语法学习成效显著相关，但同时我们又有了很重要的发现，那就是动机不仅可以解释语法学习成效，还能作为显著的中介变量，调节晚学组的外显学能与语法学习成效的关系，应证了Dörnyei & Ryan (2015) [ 25 ] 的论断，语言学能不是孤立的认知因素，它与其他因素存在着交互影响。从中介模型一和二以及相关系数可以看出，动机是作为正向中介变量存在的，也就是说，动机可以增强外显学能的效力，拥有同等水平外显学能的晚学者中，动机水平更高者会在语法判断测试中获得更好的成绩。 对比早晚学组的模型结果，我们可以发现，对早学组来说，认知因素(内隐学能)是唯一能解释语法学习成效的自变量，不存在复杂的因子结构模型。而在晚学组中，认知因素(外显学能)和社会心理因素(动机和语言使用)交互影响了语法学习成效。因此，基于本组数据，年龄效应的本质因该是学习者由于起始年龄的差异，不同的认知机制与动机水平、语言使用量综合影响下产生的。 另外，动机的中介作用出现在晚学组的限时书面测试和不限时听力测试成绩中，这说明语法判断测试的时间因素和呈现形式也共同影响了整个模型的建立，本研究结果反映出了Granena (2013) [ 13 ] 以及Qureshi (2016) [ 32 ] 的元分析中提到的测试时间因素。而呈现形式的交互作用还有待进一步研究。 图4. 晚学组调整后的模型六 图5. 晚学组调整后的模型八 Table 5 Significant correlations and their path coefficients in modified Model 相关关系 路径系数 t值 p值 外显学能à动机 0.387 2.678 0.019 外显学能à不限时书面测试成绩 0.433 2.880 0.006 动机à语言使用 0.521 4.246 0.000 语言使用à不限时书面测试成绩 0.330 2.637 0.012 表5. 调整后模型六的相关关系和路径系数 图6. 晚学组中介模型二 Table 6 Significant correlations and their path coefficients in modified Model 相关关系 路径系数 t值 p值 外显学能à动机 0.381 2.678 0.019 外显学能à不限时听力测试成绩 0.524 5.444 0.000 动机à语言使用 0.521 4.246 0.000 动机à不限时听力测试成绩 0.375 3.071 0.009 表6. 调整后模型八的相关关系和路径系数 4.2. 语言使用的作用 在分析数据前，本研究假设语言使用与早晚学组的语法判断测试成绩存在显著相关，并且作为语言学能或动机和测试成绩之间的中介变量，但经过运算后，模型结果只呈现了动机与语言使用以及语言使用与晚学组不限时书面测试成绩之间的显著相关性，所以从总体上来讲，语言使用确实参与到语法学习成效的效应结构中，但其影响力小于动机水平，因此，影响晚学组语法学习成效的因素根据效力可以这样排序：语言学能(主要为外显学能) > 动机 > 语言使用。从调整后的模型六可以看到，语言使用是介于其他因素和晚学组的不限时书面测试成绩之间的，由于本研究采用的动机和语言使用调查表比较简略，指标比较单一，而且数据样本也不够大，不能进一步计算分析，所以无法全面揭示语言使用与语法学习成效之间完整的关系，通过未来更细化的测量和大样本数据的支撑，有可能会发现语言使用的中介效应甚至二次中介效应，使得语法学习成效的效应结构更加复杂。
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user: 5. 结论 本研究基于马莉(2016) [ 19 ] 的研究数据，建立了起始年龄、语言学能、动机、语言使用与我国英语学习者语法学习成效关系的多个结构方程模型，分析结果表明在我国的英语学习者中，早学组的二语语法学习成效主要受到内隐学能的直接影响，而晚学组的二语语法学习成效则受到了多因素的影响，反映了语言学能(主要是外显学能)、动机和语言使用与二语语法学习成效的复杂效应结构，并且动机在晚学组的外显学能与语法学习成效之间还有中介效应。分析结果应证了Dörnyei & Ryan (2015) [ 25 ] 的研究结果与推论，语言学能作为重要的认知因素直接影响了二语学习成效，同时又和其他因素(主要为动机)产生交互作用，形成对于二语学习成效的复杂因子结构，丰富了我们对于语言学能、动机以及语言使用的认识。本研究对于我国的英语教育也有一定的启示意义。首先，教师可以根据内隐性学能和外显性学能对早学者和晚学者二语语法学习成效的不同作用，注意配合早学者的内隐学习能力和晚学者的分析性能力的优势，促进学习者学能作用的发挥。其次，学能作为一种稳定的能力，是不容易改变的，但本研究的分析发现，动机对学能有调节的作用。因此在学习和教学活动中教师可以有意识地增强学习者的动机，更有效地发挥外显性学能对晚学者二语语法学习的作用。 最后本研究也有许多的不足，比如数据样本偏小，动机和语言使用量表比较简单，无法进行更细化的运算等，因此笔者期待后续的研究注意弥补这些缺陷。
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user: 摘 要 心理健康是心理健康教育领域中的一个常见话题，但社会各学界对心理健康的认定标准至今也众说纷纭，不尽相同。为了探索心理健康的定义，回顾其探索发展的成果，本文从百链和CNKI搜寻所需要的专业数据，以文献计量法和内容分析法为研究手段，通过查阅历年文献，并借助超星发现系统作出计量分析，整理分析了国内的心理健康领域的研究成果，从不同视角探寻心理健康定义及其研究的发展规律，并尝试通过回溯历史发展，预测未来的探索趋势。计量分析发现：涉及心理健康定义的文献类型中，期刊的数量明显多于报纸、论文和图书类；在涉及心理健康定义探讨的论著中，来源于文化、科学、教育、体育类的文献占据文献总量的49%，来源于哲学、宗教类的文献占据文献总量的28.7%，来源于医药、卫生类的文献占比13.8%，来源于政治和法律界的文献占比2.34%，来源于社会科学总论的文献占比1.51%；军事和经济领域的相关文献各占0.85%；文学占0.59%；其它学科任一单一类别占比均低于0.5%。北京师范大学、安徽师范大学和华中师范大学在心理健康标准的探索方面理论成果数量最多。以心理健康标准为立项课题的科研项目，有近1/3的成果得到了国家社会科学基金项目的资助；超过1/4的成果属于教育部基金支持的重点项目；大约1/4的成果得到了省市基金项目的资助。对文献的内容分析发现：国内不同学界对心理健康的认识和定义经历了“适应”阶段、“质疑和反对适应”阶段、“生存还是发展”的百家争鸣阶段，以及整合与本质探索的阶段。多元的学科流派和“心理健康”本身的模糊性促成了心理健康标准的多元和争议，而不盲从西方、扎根本土现状和对传统文化的探索发掘或许能为诸多问题的答案提供参考。 关键词 :心理健康，超星发现，计量学分析 Copyright © 2018 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 2018年十二届全国人大五次会议第2830号建议明确提出“加大学校心理健康教育力度”，同时教育部在回复十二届人大与政协提出的诸多关于校园霸凌、留守儿童、外来务工人员子女教育等问题的相关提案时均提及加强心理健康教育。尽管“心理健康”成为了国家及社会普遍关注的热点词汇，对心理健康的认识和界定却仍然众说纷纭。究竟什么才是“心理健康”？国内关于“心理健康”的研究现状如何？本文作者选择以超星发现系统对国内关于心理健康界定及标准的研究成果为研究对象，选择计量分析为研究手段，从宏观的角度综合探讨心理健康研究的各个方面，并对其未来的发展做出初步预测。
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user: 2. 数据来源及依据 有了互联网的帮助，各种文献资源变得唾手可得，一种新的整合数字文献信息资源的发现系统应运而生，其具体步骤为：第一，提前在后台建立专门的索引库；第二，为用户提供针对性的检索框，在此基础上可以实现搜索工作一步到位。提前统计好数据，并且制定相应的预索引能够切实提高人们搜索的便捷程度，此类系统也符合现阶段数字信息资源整合的发展趋势(刘段，2014)。2014年，西南民族大学创造性地引入了全新的中文发现系统——超星发现，该系统的拥有庞大的资源，仅仅主题词表的数量就达到了40余万，纳入作者库有600余万，纳入机构库更达到了30余万等等。这些丰富的资源很好的满足了不同使用者的搜索需求，对于提高用户的搜索体验来说效果明显，并且为检索服务综合质量的提高带来了强大的数据支持。 本文以超星发现系统为工具，从百链和CNKI搜寻所需要的专业数据，以文献计量法和内容分析法为研究手段。打开超星发现搜索界面，在搜索框输入“心理健康标准”字样，并选择精确搜索，结果有1842篇论文符合搜索的标准。其中，有37篇是在1989年以前完成的，但是其中大部分文献查不到具体数据及出处，因此参与本文统计分析的只有1989年至2017年的1805篇文献。为了探寻国内心理健康标准研究的成果及趋势，全方位获取关于心理健康理论研究的具体信息，本文综合整理分析了现有的心理健康标准研究成果，从不同角度探寻心理健康标准发展的规律和特点，努力探寻一个广泛适用的心理健康标准。
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user: 5. 总结与展望 综上所述，笔者综合运用了超星发现系统对国内心理健康标准研究作了计量分析，并以时间为线索梳理了国内心理健康的发展历程，从上世纪80年代兴起时流行的以社会适应作为心理健康的标准，到出现张海钟教授，柳夕浪教授等人对这种广泛的适应提出质疑；江光荣先生明确了生存与发展，众数与精英两组矛盾，自此进入了百家争鸣的阶段；跨入21世纪，统合的适应二维模型、跨学科的整合、多元论等体现了多角度整合的态势。关于“什么是心理健康”的问题，国内的探索经历了从“萌芽”到“争鸣”，再到“整合”的景象。 与国际相比，国内心理健康的发展仍然滞后，而在参考国际心理健康标准的研究和实践环节还存在不少缺陷，具体表现在：第一，从内容角度来看，存在盲目西化的特点；第二，在价值取向方面，往往过多的向生存标准倾斜。有学者提出，我们不能一味的复刻西方的观点(周燕，2003；田宏碧，陈家麟，2003)，笔者认为从传统文化视角着手的研究，才是真正的本土化。从“十五而有志于学”到七十“从心所欲不逾矩”，古人很早就提出了自会随年龄改变的心灵状态；“本来无一物，何处惹尘埃”，“天将将大任于斯人也，必先劳其筋骨，苦其心志，空乏其身，行弗乱其所为，所以动心忍性，增益其所不能”，古圣先贤中不乏已达到圆满自在状态的大觉悟者，但不论出世还是入世，在通往潜能开发和自我实现的道路上，古人不仅不会排斥现代人所谓的“心理不健康”，更会辩证的视其为促进发展、推动历史、使命达成的必修功课。 距今为止，学术界对于心理健康的界定尚无共识，但不同领域学者提出的观点却反映了其领域视角对心理健康状况的认识和理解，体现了在不同的人群视角中，心理健康的理想境界。大多数时候，就各领域而观，心理健康皆为一种相对的状态，不存在绝对的心理健康，任何人都不可能完全达到这种理想的指标(曹光法，姚本先，2008)。而这种理想的状态，借由传统文化的视角，或许是我们的自我不断突破与成长的最高境界。而通往它的旅程，本身即是一个可能经历和突破各种“心理不健康”状态的循序渐进的自我修炼与自我实现之旅。
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user: 摘 要 目的：编制大学生攻击易感人格问卷，并检验其信度和效度。方法：对50名大学生进行开放式问卷调查，形成初始问卷；以300名大学生为被试对初始问卷进行探索性因素分析，以另外500名大学生为被试对初始问卷进行验证性因素分析和信效度检验，形成最终问卷。结果：最终确定的问卷包括25个项目，包括神经质、情绪易感性、冲动性、冷酷无情、自我中心5个因子，可以解释总变异的41.59%；验证性因素分析结果表明模型拟合较好(X 2 = 17.5， df = 4， X 2 /df = 4.38， SRMR = 0.024， GFI = 0.986， NNFI = 0.962， CFI = 0.985)；总问卷的Cronbach α系数为0.874，分半信度为0.828，各维度得分与总分的相关为0.69~0.85。结论：该问卷的信效度都达到了测量学的要求。 关键词 :攻击易感人格，问卷编制，因子分析，大学生 Copyright © 2018 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 攻击行为易感性因素指容易导致个体做出攻击行为的影响因素，容易导致攻击行为的因素众多，其中人格因素被认为是一个不可忽视的重要因素(Kamaluddin et al.， 2014)。例如，低水平的宜人性、尽责性和高水平的神经质与高攻击相关，低开放性和低外向性与攻击有一定程度相关(Hosie et al.， 2014; 刘轩，高正亮，2013)。特质愤怒既对攻击行为产生直接影响，也通过敌意认知对攻击行为产生间接影响(刘文文，江琦，任晶晶等，2015)。情绪易感性较高的个体更容易导致外显的攻击行为(Caprara， 1982)。使个体具有攻击倾向、易于做出攻击行为的人格因素就可以统称为攻击易感人格。 Bettencourt (2006)等人的一项元分析指出，攻击易感的人格因素可以分为两大类：攻击倾向(Category Aggression Prone)和易激惹(Category Provocation Sensitive)。其中攻击倾向是指在中性和激起情境下均会引发攻击行为的人格因素，例如特质攻击等。易激惹是指只是仅在激起情境下才会引发攻击行为的人格因素，例如特质愤怒(Trait Anger)、情绪易感性(Emotional Susceptibility)、脱离(Dissipation)和反复思考(Rumination)等。该理论比较好地划分了引发攻击行为的人格因素因此本研究以攻击倾向和易激惹这两个因素为理论基础，并在此基础上结合已有的人格与攻击的研究，提出了攻击易感人格的层次结构模型，以完善Bettencourt等人的理论，并编制相应测量工具，使之具有可操作性。 易激惹方面包括特质愤怒、A型人格、神经质和冲动性四个维度，攻击倾向方面包括特质攻击、特质易激惹、自恋人格和冷酷无情四个维度，一共8个维度，这8个维度是一阶因素，易激惹和攻击倾向是二阶因素。 本研究以大学生为研究对象，初步探索及验证大学生攻击易感人格的结构，试图编制出信效度良好的筛选大学生攻击易感人群的工具。