DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 6. 光环境对蔬菜幼苗抗逆性的影响 植物体内CAT、SOD和POD等抗氧化酶，能有效阻止活性氧的积累，减缓植株衰老速度。有研究表明，单色红光、紫光和蓝光处理黄瓜叶片中的G-POD活性较白光处理高，提高了黄瓜幼苗叶片的抗氧化性能 [ 46 ]。在设施工厂化育苗中，也会添加适当比例的红光和紫光来增强果菜类蔬菜幼苗抗旱性、抗寒性或抗病性，但长期照射单色红光不利于幼苗的生长和光合作用。光质能调控作物抗氧化代谢水平，但不同光质和最佳光质配比的作用机理还需要进一步研究。 在植物抗性方面，与白光相比，在单色红光下生长的黄瓜幼苗能降低活性氧的积累，获得较高的抗旱性 [ 47 ]。经低温处理后，5R1B组合光照射下的黄瓜和辣椒幼苗抗寒性最佳，SOD、POD和CAT活性最高 [ 48 ] [ 49 ]。其次，在红蓝组合光中加入适当比例的紫光，可以提高番茄幼苗中的SOD和POD活性，以增强植株抗逆性 [ 50 ]。在光照时长方面，使用光强为150 μmol·m −2 ·s −1 的LED红光进行暗期延时补光，可以提高辣椒幼苗叶片多酚、类黄酮含量来提高作物对不良环境的适应性，利于培育壮苗 [ 51 ]；8小时短日照照射会使黄瓜CAT活性降低和POD活性增加，即加速黄瓜植株衰老和降低其抗氧化水平，而适当延长光照时间能提高黄瓜幼苗抗寒性和壮苗指数 [ 52 ] [ 53 ]。 除了抗氧化酶，植株体内的化学物质(可溶性糖、可溶性蛋白、硝酸盐和Vc等)含量在一定程度上也能体现出植株对不良环境的适应能力。有研究表明，红光处理下，西瓜幼苗的可溶性糖和Vc含量最高、硝酸盐含量最低，还能获得较高的壮苗指数 [ 54 ]。红蓝组合光能提高番茄幼苗氮代谢的多种相关酶的转录水平和部分关键酶活性，促进对氮素的吸收和形成可溶性蛋白，加速有机物质的积累，利于番茄幼苗生长 [ 55 ]。普遍认为，适宜比例的组合光质有利于提高大部分蔬菜的幼苗品质。
system: [SYSTEM]

user: 7. 总结与展望 合理应用光环境调节可以缩短蔬菜育苗周期、提高幼苗品质和壮苗指数等。不同的光质和光强组合处理下的生菜的光合特性、生理特性会有所不同，但培育壮苗的效果差异不显著，可以选择较低光强的组合光进行处理以节约生产成本 [ 56 ]。光强和光周期的组合处理一般与日辐射总量(DLI)有关，不同蔬菜和品种的最佳生长DLI不同，通过试验可以找到高效低成本的育苗光环境。 除了光环境之外，营养环境、温度、湿度和气体环境等都会影响幼苗的健壮程度。LED光质、光强和水分灌溉量共同影响番茄幼苗生长，如300 μmol·m −2 ·s −1 的1R1B组合光处理下，每4天浇灌一次营养液，每株供水量达150 ml条件下的幼苗生长健壮 [ 57 ]。通常来说，较大的昼夜温差和光辐射共同作用能促进植株进行干物质的积累，促进茎粗加粗，还能防止幼苗徒长 [ 58 ]。在全人工光植物工厂中，探究植物在最适的光环境下的营养液配方、浓度或EC值有利于发现植物生长和光合作用的潜能 [ 59 ] [ 60 ]。 生产上通过人工补光的措施来培育蔬菜壮苗，一般通过缩短光照周期、降低光照强度和使用间歇光等提高光能利用效率。光环境与其它环境因子共同影响着蔬菜幼苗的生长，但目前大多数研究集中于单一的光环境特别是光质处理上。因此后续研究应更多关注育苗环境的多因素协同机制，将种苗的外观形态、壮苗指数等结合生理特性综合评价育苗质量。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 研究了模数0.3至1.8 M范围内的硅酸钠溶液对粉煤灰掺量高达90%的粉煤灰基地质聚合物力学性能的影响。结果表明：常温养护条件下，高粉煤灰掺量的地质聚合物强度增幅良好，28天抗折强度相对于3天强度增幅为59.6%至130.2%，28天抗压强度相对于3天强度增幅范围达到123.2%至161.9%。抗压强度随龄期增幅总体高于抗折强度。对于粉煤灰掺量90%的地质聚合物胶凝浆体，硅酸钠模数对强度影响效果显著，综合考虑3天和28天抗压、抗折强度，硅酸钠溶液模数最优值为1.5 M。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 作为水泥混凝土的必备胶凝材料，普通硅酸盐水泥的生产是一个能源密集消耗的过程，并排放大量有害的温室气体(如二氧化碳)，严重污染环境。据文献统计，生产水泥排放的二氧化碳约占全球排放量的7%，而且随着世界各地基础设施建设的激增，水泥需求量和产量也会随之增加 [ 1 ]。因此，为了减少生产普通硅酸盐水泥产生的温室气体排放的负面影响，寻找一种水泥的绿色替代品势在必行。地质聚合物混凝土显示出了成为水泥混凝土合适替代品的潜力，因为它利用了粉煤灰(代替水泥)作为粘结材料，结合碱性激发剂溶液和骨料进行生产。粉煤灰是一种传统的燃煤火力发电厂产生的废弃物，作为一种新型可持续发展材料，粉煤灰基地聚合物具有优异的工程技术性能、突出的节能环保优势和巨大的市场潜力，成为当前研究的前沿热点 [ 2 ]。研究表明，粉煤灰基地质聚合物混凝土的二氧化碳排放量要比普通混凝土低 15%，其温室气体排放主要集中在碱激活剂的制备和后期高温养护上 [ 3 ]。利用粉煤灰制备地质聚合物，不仅使固体废弃物得到资源化再利用，而且还能发挥地质聚合物在重金属离子吸附、防火保温、耐腐蚀以及低碳排放等领域的作用，从而实现资源的高效利用 [ 4 ] [ 5 ]。 目前国内外对粉煤灰基地聚合物制备以及性能进行了较为广泛研究。对粉煤灰基地聚合物早期性能进行试验研究发现，粉煤灰的掺入量会影响地质聚合物的抗压强度，当采用较低的水灰比时，制备地聚物的抗压强度更大，但水灰比太低会影响地聚物试件入模成型。搅拌的时间过长会使部分新拌和的浆体由流体状态变为塑性状态，也不利于试件成模 [ 6 ]。通过微观物相和微观形貌分析表明，粉煤灰基地聚合物抗拉强度的大小与地聚合物反应生成的凝胶物质含量有关，密实的空间网状结构可以使抗拉强度更大 [ 7 ]。通过研究养护制度对粉煤灰基地质聚合物强度影响发现，养护条件对抗压强度的增加有重要作用，适宜的高温养护方法能提高强度，使产物迅速形成大量的钠铝硅酸盐 [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ]。对粉煤灰基地聚合物进行快速冻融的试验表明，矿渣含量增加能够降低地质聚合物的强度损失和质量损失，有效提高其抗冻性能，粉煤灰基地聚合物体系中加入矿渣可以降低孔隙率，使平均孔径和最可几孔径减小，增加无害孔的数量，减少有害孔和多害孔数量，抗冻性能优于硅酸盐水泥 [ 11 ]。对粉煤灰基地聚合物高温性能的研究表明，不同矿渣掺量试样的质量损失率均随试验温度的升高而增大，地质聚合物混凝土属于聚合反应，反应过程中水仅作为反应媒介，不参与反应，高温前后质量损失与初始制备时所添加水的质量基本吻合 [ 12 ]。 通过上述文献的分析可知，粉煤灰基地质聚合物多采用高温养护，这会增加制备成本，不利于工程上推广应用，且高温养护会增加二氧化碳排放量，不利于节能减排。因此，本研究中采用了常温标准条件养护。另外，为了充分利用粉煤灰，提高地质聚合物中粉煤灰比率，本研究采用10%的矿粉替代率，将粉煤灰掺入量提高到90%，研究了作为碱激发剂的不同模数硅酸钠溶液对高掺量粉煤灰地质聚合物胶凝浆体性能的影响情况。
system: [SYSTEM]

user: 2. 试验材料和试验程序 2.1. 原材料和配合比 试验采用一级粉煤灰和S95级矿渣，粉煤灰和矿渣的化学组成见表1，碱激发剂包括硅酸钠和氢氧化钠，液体硅酸钠(Na 2 O∙nSiO 2 )为半透明粘稠状液体，其基本参数见表2。氢氧化钠为纯度99%的工业级白色片状固体。 Table 1 Chemical composition of fly ash and mineral powde 化学成分(%) 粉煤灰 矿粉 SiO 2 64.8 28.97 CaO 2.43 40.22 Al 2 O 3 21.67 16.54 Fe 2 O 3 3.87 1.32 MgO 1.72 7.96 SO 3 0.48 0.08 Na 2 O 0.17 - K 2 O 0.01 - 烧失量 4.85 4.91 表1. 粉煤灰和矿渣的化学成分 Table 2 Basic parameters of sodium silicat 波美度 40Be 铁(Fe)含量 0.01% 水不溶物含量 0.05% 密度 1.385 g/cm 3 氧化钠(Na 2 O)含量 8.90% 二氧化硅(SiO 2 )含量 28.80% 模数 3.34 M 表2. 硅酸钠基本参数 试验设计中，水胶比W/B固定为0.4，采用10%质量分数的矿渣替代粉煤灰，通过氢氧化钠溶液将硅酸钠溶液模数调整为0.3至1.8 M，试验配合比如表3所示。 Table 3 Test mix rati 样本编号 W/B 粉煤灰(g) 矿渣(g) 硅酸钠模数(M) F1 0.4 900 100 0.3 F2 0.4 900 100 0.6 F3 0.4 900 100 0.9 F4 0.4 900 100 1.2 F5 0.4 900 100 1.5 F6 0.4 900 100 1.8 表3. 试验配合比 2.2. 试验程序 首先，采用水泥胶砂搅拌机将粉煤灰和矿渣搅拌均匀，倒入调配好模数的硅酸钠溶液，搅拌均匀后入模，养护48小时脱膜，放入水中常温养护至测试龄期进行测试。试件尺寸为40 * 40 * 160 mm的棱柱体试块。力学性能试验按照规范GB/T 17671-1999《水泥胶砂强度检验方法(ISO法)》进行，抗折强度测试(图1所示)每组3个试块，抗压强度测试(图2所示)每组6个试块，测试后取平均值以减少试验误差。 图1. 抗折强度测试装置 图2. 抗压强度测试装置
system: [SYSTEM]

user: 3. 试验结果与讨论 3.1. 抗折强度 高粉煤灰掺量地质聚合物试块抗折强度试验结果如表4和图3、图4所示。图3为硅酸钠溶液模数对3天龄期地聚物抗折强度的影响。可知，地聚物3天龄期抗折强度随硅酸钠模数增加，先上升后有所下降，F1组中硅酸钠模数为0.3 M，其3天抗折强度为0.69 MPa，当硅酸钠模数为1.2 M时，3天抗折强度值最大，为1.41 MPa，相比F1组增加了104.3%。F6组当硅酸钠模数增加至1.8 M时，抗折强度值为0.86 MPa，相比F1增加了24.6%。 Table 4 Test results of flexural strengt 序号 F1 F2 F3 F4 F5 F6 3天抗折强度 0.69 1.03 1.07 1.41 1.25 0.86 28天抗折强度 1.43 1.90 2.36 2.25 2.42 1.98 表4. 抗折强度试验结果 图3. 3天抗折强度 图4为试块28天龄期抗折强度测试结果，与3天抗折强度变化相似，随着硅酸钠模数增加，28天抗折强度总体呈先增加后降低趋势。F1组硅酸钠模数为0.3 M时，强度为1.43 MPa，F3、F4和F5组强度值差别较小，F5组硅酸钠模数1.5 M时28天抗折强度最大，为2.42 MPa，相比F1组增幅为69.2%。 图4. 28天抗折强度 3.2. 抗压强度 高粉煤灰掺量地质聚合物抗压强度试验结果如表5和图5、图6所示。图5为硅酸钠模数对3天龄期地聚物试块抗压强度的影响。F1至F5组中，可知，硅酸钠模数从0.3 M增加至1.5 M时，3天抗压强度值从3.02 MPa依次增加至8.14 MPa，增幅达到169.5%。F6组强度值虽有所降低，但相比F1组仍增加了129.1%。 Table 5 Test results of compressive strengt 序号 F1 F2 F3 F4 F5 F6 3天抗压强度 3.02 5.0 5.49 7.58 8.14 6.92 28天抗压强度 7.91 12.11 13.84 18.02 18.17 16.55 表5. 抗压强度试验结果 图5. 3天抗压强度 图6为粉煤灰基地聚物28天龄期抗压强度值，与图5对比可知，同样F5组抗压强度值最大，为F1组7.91 MPa的1.29倍。首先，硅酸钠的模数越高，其黏度明显增大。其次，硅酸钠的模数决定着硅酸钠溶液中硅氧四面体的聚合状态，在硅酸钠模数较高的溶液中，硅氧四面体的聚合程度较高，而且单聚体和单体数量相对较少，其活性与模数较低的硅酸钠溶液活性相比较低。因此对于某一配比的粉煤灰基地聚物前驱体，硅酸钠模数存在一个适宜区间。本研究中硅酸钠溶液模数1.5 M为最优模数。 图6. 28天抗压强度
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 1) 常温养护条件下，90%粉煤灰掺量的粉煤灰基地质聚合物强度增长幅度良好，28天抗折强度相对于3天强度增幅范围为59.6%至130.2%，28天抗压强度相对于3天强度增幅范围为123.2%至161.9%。抗压强度随龄期增幅总体高于抗折强度。 2) 对于粉煤灰掺量90%的地质聚合物胶凝体系，硅酸钠模数对强度影响效果显著，综合考虑3天和28天抗压、抗折强度，可知硅酸钠模数最优值为1.5 M。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 本文以天津某公路K4滑坡为例总结了复杂岩质滑坡勘察方法。采用工程地质测绘、钻探、岩土试验等多种手段的勘察方法，查明滑坡要素和工程地质条件，还原滑坡地貌，利用岩土试验和参数的反分析方法确定滑面的C、φ值。最终查明该滑坡位于断层破碎带部位，由2个次级滑坡组成，岩性复杂。本文对滑坡进行稳定性评价，最后提出削方减载、锚索格构梁、排水系统及长期观测的治理对策，竣工后运行良好。结论可为同类滑坡治理提供借鉴。
system: [SYSTEM]

user: 1. 滑坡形成概况 津围北二线地处天津市蓟州区北部山区，地形复杂，沿途穿山越岭，土质多变，2018年竣工。2018年夏季蓟州区普降大暴雨，诱发多起地质灾害，从7月中旬到8月15日，累计降水量已达525.9 mm，是近四十年最大年降水量。8月12日施工单位通过巡查发现K4+350-K4+460段(以下简称K4段)路面沥青层有隆起的现象，施工方检查三级平台挡墙和截排水沟均发现有纵向开裂的现象，经地质人员现场调查，边坡已形成滑坡雏形并有进一步发展的趋势。8月16日，滑坡体蠕动基本停止，滑坡体前缘已超出道路边坡落石槽挡墙约3 m，后缘拉断裂宽约1.5 m，落差约2 m，滑坡体南北长80 m，东西向长120 m，呈倾斜的簸箕形，滑坡体积约10.2万方，为中型滑坡。由于发现早，预警及时，未造成人员伤亡，但是滑坡造成半幅交通中断，道路毁坏，直接经济损失达220万元。8月18日，天津市公路处组织有关专家对K4段滑坡地质灾害进行现场调查，经分析滑坡地质灾害已形成，确定为地灾应急抢险工程。 本文通过详细的勘察查明滑坡的形态、构成和形成原因，并用岩土试验加反分析方法确定滑坡面的抗剪强度指标，并对滑坡进行稳定性评价，提出合理的治理对策，为同类滑坡治理提供借鉴。
system: [SYSTEM]

user: 2. 还原滑坡地形地貌 2018年9月我单位进驻现场并进行了现场踏勘，收集资料，根据施工单位在滑坡形成初期的地形测量和巡查资料，确定滑坡的形态。津围公路北二线K4边坡位于抱水峪隧道以南235 m。东侧形成人工高切边坡，走向181˚，高约42 m。边坡坡率1:1.4，边坡削坡10 m分一级，最高4级，边坡采用挂网喷播绿化(图1)，该段边坡原始地貌为一冲沟，在中部分叉为一大(南侧)一小(中部)两条冲沟，属于双沟同源，汇水面积约70，000 m 2 。 根据调查，8月12日K4边坡产生滑坡地质灾害，蠕动直至8月16日基本结束，滑坡开始前先是路面沥青层有隆起的现象，三级平台挡墙和截排水沟有纵向开裂的现象。截止到8月16日，滑坡体整体移动距离约4 m前缘已超出道路边坡挡墙约3 m，后缘拉断裂宽约1.5 m，落差约2 m，滑坡体南北向宽约80 m，东西向长约110 m。根据测量滑动方向255˚，基本与路线方向夹角76˚。 根据现场调查、裂缝测量，K4滑坡由2个次级滑坡组成，见滑坡形态和勘探点平面位置图(图2)，其中1号滑坡为主滑坡，滑坡主滑面高54 m，长度118 m，主滑坡是2个小型断层之间的全~强风化破碎岩体形成的浅层滑坡，其北侧边界位于F2断层带边缘；2号滑坡是在主滑坡的推动下产生的土石分界面滑动，最大高差40 m，主滑面长度82 m。滑坡体积约12 × 10 4 m 3 ，滑坡面最大埋深8.6 m，判断滑坡类型为中型滑坡、破碎岩体滑坡和浅层滑坡。 图1. 滑坡后遥感影像 图2. 滑坡形态和勘探点平面位置图
system: [SYSTEM]

user: 3. 勘察工作量布置 本次勘察在充分分析已有资料的基础上，通过合理的勘察手段和足量的工作量，进一步查明滑坡类型、规模、分布、主要诱发因素、稳定性及发展变化趋势等，对拟选用的治理工程轴线和重点部位进行针对性的工程地质调绘、工程地质勘探和岩土测试(重型动力触探、岩石回弹试验)，并辅以取样、土工试验和地形、勘探点测量等多种工作方法，正确提出治理滑坡所需的有关物理力学参数指标，进行滑坡稳定性计算，为治理工程设计提供所需的工程地质资料。勘察工作量包括地形测量0.02 km 2 、定点测量3个组日、工程地质测绘25个、钻探14孔300 m、槽探2个8 m。钻探沿滑坡方向设置6排，横向5排，并控制整个滑坡范围，钻孔深度以穿过滑体进入中风化基岩5 m为准。探槽布置在滑带土较厚、较完整、埋深较浅的部位，以便于取滑带土样。
system: [SYSTEM]

user: 4. 滑坡勘察结果和分析 4.1. 地层岩性 工作区第四系地层主要为人工填土层粉质黏土、滑坡堆积层碎石土、坡洪积层碎石土混粉质粘土、残坡积层粉质粘土夹碎石，人工填土层为喷播植草的基质层，厚度0.3 m左右。基岩为蓟县系雾迷山组地层四段(Jxw 4 )灰白色薄层状砂屑白云岩夹页岩，自上而下共揭露4个亚层： 全风化白云岩：灰白，极软，全风化，岩芯风化呈砂土状，遇水泥化为膏状。层厚1.2~5.0 m，该地层主要在南侧滑坡体内，F1、F2断层之间区域揭露。 强风化白云岩：灰黄色，较软，强风化，岩芯呈粗棱角形碎块状，节理裂隙发育。北部层厚0.4~1.8 m，在滑坡体南边缘分布较厚，为6.9~12.1 m。 中风化白云岩：黄灰色，较坚硬，岩芯呈短柱状，泥粉晶结构，节理裂隙发育。层厚3.6~8.2 m。 微风化白云岩：灰白色，坚硬，岩芯呈短柱状，泥粉晶结构，节理裂隙较发育，短柱状，未揭穿，该层在工作区内北侧区域揭露。基岩产状一般为212˚∠31˚。岩层分布见12-12’主滑面剖面图(图3)。 图3. 12-12’主滑面剖面图 4.2. 地质构造 工作区分布2条小型断层F1、F2，属于抱水峪断层分支，两断层之间为南侧滑坡体，其产状185˚∠67˚，断层之间形成断堑式的特殊地质构造，断层之间岩层节理发育，并含少量的辉绿岩岩脉，脉状、囊状风化强烈，局部风化成土，遇水泥化为膏状。这就成为滑坡体形成的主要诱因。由于断层分布将工作区由南到北分为三个分区：北部全风化岩表层分布区、中部强~中风化表层分布区和南部全~强风化表层分布区(见图2)。 4.3. 水文地质条件 滑坡区坡洪积层在雨季时为主要含水层，强风化白云岩裂隙中赋存少量裂隙水，中风化白云岩为相对隔水层，岩溶裂隙水属深层地下水但分布较稳定。勘察期间钻孔中未发现地下水，但是根据调查和访问，在大雨和暴雨时，边坡有地下水渗出，滑坡发生期间有全风化白云岩形成的白色泥浆流出。因此，在雨水达到大雨或长时间降雨时，由于滑坡区位于冲沟的下游，降水入渗和上游的地下水流入边坡，形成动水压力，在冲淘填充物的同时增大岩体重度。 4.4. 滑带土特征 根据测绘和勘探分析，滑带土主要为雾迷山组四段内的全风化白云岩，该类岩石风化程度高，饱和抗压强度低，为软弱夹层。该层遇水可软化，根据本次所取试样的自由膨胀率试验结果分析，该层具有一定的膨胀性(膨胀趋势为弱~中)，该层分布于地表松散层和较硬的强风化白云岩之间，进水后软化膨胀，极易形成滑坡的滑动面。取试样进行了物性试验和动态环剪试验。常规的三轴仪和直剪仪受应变范围所限通常用于测定峰值强度，动态环剪试验在试验过程中可以保持剪切面积不变，可在连续的位移条件下进行剪切测定，测试残余强度更具有优势。本次取了6组试样做了动态环剪试验，根据样顶深度，确定为四级压力，分别为100、200、300和400 kPa，以测得试样在峰值下的抗剪强度及应变软化后的残余强度，并分别绘制试样的包络线图，以求得其峰值和残余抗剪强度指标，为工程实际提供更好的参考。 滑带土的内聚力C和内摩擦角φ试验结果见表1。 Table 1 Physical and mechanical indexes of sliding zone soi 指标 物理指标 抗剪强度 天然重度γ 饱和重度γ sat 自由膨胀率δ ef 天然状态 饱和状态 C φ C sat φ sat 单位 kN/m 3 kN/m 3 % kPa ˚ kPa ˚ 建议值 20.7 21.5 45 38 20 25.5 10.5 表1. 滑带土物理力学指标表 4.5. 滑形成机理分析 根据以上分析，该滑坡是位于两个平行断层之间破碎岩体，地貌上位于山坡冲沟下游，破碎岩体风化强烈，在岩体表层形成一层具有弱~中等膨胀性的全风化白云岩，雨水极易软化，由于修建公路人工切坡，在雨季长时间降水，地表径流大多入渗进入松散破碎的岩体，潜在滑坡体逐渐饱和，破碎岩体及全风化白云岩软化，抗剪强度降低，短时间的暴雨使地下水加速加快，形成动水压力，诱发破碎岩体沿较完整岩体产状面和全~强风化破碎岩体内部滑动，1号滑坡最先滑动并挤压2号滑坡产生滑动，下滑在路基基岩面受阻后向外剪出，挤压排水沟造成路面沥青层隆起和路边挡墙破坏。
system: [SYSTEM]

user: 5. 滑坡面抗剪强度参数反分析 目前确定滑坡岩土体抗剪强度的方法有4种：室内剪切试验、现场直剪试验、工程类比法及极限平衡状态下的反演分析法。根据勘察，滑坡地层岩性以全风化白云岩为主，该类土只有土工试验结果，无法进行现场直剪试验，可以通过极限平衡理论的反分析方法近似求得，与土工试验结果综合确定。 反分析法的基本原理，是恢复滑坡前的滑坡断面，视滑坡处于要滑动而未滑动的极限平衡状态，即稳定系数FS取0.95~1.10，根据极限平衡方程求解C、φ值 [ 1 ] [ 2 ]。本次采用传递系数法对滑坡面抗剪强度进行反分析，对于正在滑动的滑坡，稳定系数F S 取0.95~1.00 [ 3 ] [ 4 ]。取平行于主滑方向的2个实测剖面，运用传递系数法反算出2条C-φ曲线，若两条曲线相交于一点，则该交点的坐标即为所求的C、φ值。 以1号滑坡主滑方向的11-11’剖面和12-12’剖面作为反分析计算剖面(图3)，考虑滑坡发生时的暴雨工况，考虑滑坡正在滑动状态，F S 取0.98，地下水位取高水位(相当于60%充水指数)，反演分析结果见图4，两条C-φ曲线交汇点坐标即为反算值，其中C = 16 kPa，φ = 22.6˚。该值与室内试验饱和状态的C和φ值相近，说明反分析的结果是较符合实际的 [ 5 ]。综合土工试验结果饱和状态抗剪强度取：C sat = 20 kPa，φ sat = 16.5 kPa。 图4. C-φ关系曲线图
system: [SYSTEM]

user: 6. 滑坡防治对策和稳定性评价 滑坡防治对策在保证安全的前提下，应急抢险方案要经济合理、技术可行、施工方便。因此方案确定为清除滑坡体，加固边坡使边坡达到稳定，完善截、排水措施，降低坡面入渗，达到边坡安全的目的。设计方案总体为削方减载 + 格构梁锚固 + 喷锚护坡 + 被动防护网 + 排水措施 + 监测措施。 1) 削方减载：从上至下清除滑坡体，根据“宽平台缓边坡”的设计原则，对边坡进行1:1.5~1:2放坡，每10 m高修筑1条2~10 m宽的平台，包括6级边坡和5个平台； 2) 格构梁锚固：在边坡南侧K4+372-K4+418第1、2级边坡断层破碎带采用预应力锚索进行加固，坡面铺设钢筋混凝土格构梁； 3) 喷锚护坡：在边坡北侧K4+419.7-K4+472.6第1、2级岩质边坡用喷锚护坡进行加固； 4) 被动防护网：在第2、3平台做2道高度4 m的RXI-200型被动防护网，拦截上部的危岩落石； 5) 排水措施：对坡顶、两侧和平台截水沟进行优化，边坡中部设置急流槽，确保坡面收水效果，北侧截水沟排到滑坡北侧山脊的阴坡； 6) 监测措施：包括施工安全监测、防治效果监测和动态长期监测，动态长期监测在滑坡治理后不少于2年。 由于上部斜坡较高以及两侧坡形的限制，削方减载不能彻底挖除滑坡体，尚残存一部分滑坡体，根据分析，边坡有从全风化白云岩和强风化白云岩界面滑动的趋势。因此，需要计算削方后滑坡的稳定性和滑坡推力。根据规范规定，该滑坡防治工程安全等级为一级。采用传递系数法计算削方后滑坡的稳定性，用12-12’剖面进行计算得到：天然工况安全系数F S = 2.13 > 1.30，稳定；暴雨工况，1.05 < F S = 1.11 < 1.15，基本稳定；地震工况安全系数F S = 1.44 > 1.15，稳定。因此，需要进行边坡加固。 K4+372-K4+418段属于1号滑坡范围，削坡后残留部分滑体和全风化白云岩，采用预应力锚索加固，滑坡推力(剩余下滑力)计算工况采用暴雨工况，剩余下滑力计算安全系数F st 取1.15，结构重要性系数γ 0 = 1.1。经计算，滑坡前缘土带剩余下滑力F = 233.07 kN，下滑力角度θ = 21.66˚。预应力锚索设计锚固力109.02 kN，锚固段主要位于强风化白云岩，锚孔直径为110 mm，倾角20˚，锚固段长6 m，采用3根1 × 7 (七股) φ S 12.7 mm钢绞线，浆液采用M30水泥砂浆，预应力锚索的张拉锁定值为锚索轴向拉力设计值的1.0倍。布置在项目区南侧一级、二级边坡，纵向间距4 m，共9排，长度12~15.3 m，见12-12’治理工程剖面图(图5)。格构梁型式为方型，纵梁和横梁间距为4 m × 4 m，截面尺寸高 × 宽 = 40 cm × 30 cm，混凝土强等级采用C30，钢筋保护层厚度50 mm。靠地侧采用2根直径为14 mm的HRB400型号钢筋，离地侧架立钢筋采用2根直径14 mm的HRB335型普通钢筋，箍筋用Φ8@250的HPB300型普通钢筋。 图5. 12-12’治理工程剖面图 K4+419.7-K4+472.6属于2号滑坡范围，滑体基本清除，为顺层岩质边坡，岩性为中风化薄层状白云岩，根据稳定性分析，边坡欠稳定，采用喷锚护坡形式护坡，面板用厚度150 mm C25混凝土，一层钢筋网，锚杆采用主副锚杆锚固，主锚杆主要起加固岩质边坡、固定钢筋网的作用，采用Φ16 mm HRB335钢筋，主锚杆长3.3~8.7 m，锚孔直径为70 mm，入射角20˚，锚固段长3 m，间距3 × 3 m网格状分布。辅锚杆起加固岩质边坡表层、固定钢筋网的作用，采用Φ16 mm HRB335钢筋，长1 m，锚杆间距3.0 m，与主锚杆交错布置，锚孔直径为50 mm，入射角垂直于坡面。浆液用M25水泥砂浆。 该滑坡治理工程2019年7月治竣工，工程造价1108.13万元，目前运营2年，边坡稳定，状态良好。
system: [SYSTEM]

user: 7. 结语 1) K4滑坡属于顺层的由断层控制的中型复杂岩质滑坡，可以分为2个次级滑坡。主体滑坡岩性为岩土混合的断层破碎带，全风化白云岩形成滑动面。该滑坡地貌上位于双沟同源的冲沟的下游，地表水的冲刷和地下水的渗透加剧了滑坡的形成。2018年的大量降雨则成为滑坡发生的诱因。 2) 滑坡应采用多种手段勘察，在充分调查的基础上，测量裂缝分布，还原滑坡地形地貌是重要的工作。 3) 利用试验和参数反分析方法可以较准确地确定滑面的C、φ值，为滑坡稳定性评价提供合理的数据。 4) 滑坡的应急治理可以采用“宽平台缓边坡”的原则进行削方减载；永久加固边坡必须结合完善的截、排水措施，并且进行长期变形监测。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 目的：科学预测上海市卫生总费用的支出趋势及筹资结构，并从人口、经济、政策、卫生等角度分析影响上海市卫生总费用的因素，为上海市医疗卫生部门制定医疗卫生政策、发展医疗卫生事业控制医疗卫生费用提出合理意见。方法：数据来源于2010~2017年上海市统计年鉴，采用GM(1，1)灰色预测模型灰色关联模型对上海市卫生总费用进行预测和影响因素关联度分析。结果：2018~2027年十年内，上海市卫生总费用、政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出均出现不断上升的趋势；农村居民人均可支配收入、农村居民医疗卫生支出占人均消费支出的比重、城镇居民人均可支配收入的灰色关联度排在前三位，而常住人口数量和政府卫生支出占总支出的比重排在末两位。结论：上海市卫生筹资结构更加合理，人民健康水平不断提升，经济因素和卫生消费因素是影响上海市卫生总费用的主要因素，政策因素、人口因素中的常住人口数量对上海市卫生总费用影响最弱。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 卫生总费用是指某一地区在一定时期内(通常指1年)，为开展卫生服务活动从全社会筹资的卫生资源的货币总和，是衡量一个国家或地区卫生投入和卫生筹资政策以及卫生资金利用情况的指标 [ 1 ]。卫生总费用是政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出的总和。卫生总费用及其构成在很大程度上可以反映出国家、社会及个人对健康的重视程度及对医疗卫生费用的负担水平 [ 2 ]。随着国民经济和卫生事业的不断发展，我国的卫生总费用不断增多，给政府、社会和个人带来了比较大的经济负担，而现如今，“健康中国2030”已成为一项国家战略，如何实现“健康中国”目标成为政府工作和各界关注的焦点，卫生总费用的增长趋势与结构的合理性直接关系到“健康中国2030”战略目标的实现 [ 3 ]。通过对卫生总费用进行有效预测，了解其变化趋势和重要影响指标的变化，对于优化卫生资源配置、制定卫生规划、发展卫生事业具有重要意义。上海市作为经济中心，其医疗卫生水平和经济水平都优于其他地区，同时，上海市为全国医改先行城市，通过不断的对医疗卫生事业进行完善和改革，逐步形成了有自身特色的“上海模式”，而研究卫生总费用对深化医疗体制改革，发展医疗卫生事业具有重要意义，因此本文选择对上海市的卫生总费用进行科学合理的预测，并分析影响卫生总费用的因素，能够对上海市医疗卫生事业的发展提供现实意义，同时为全国其他地区的医疗卫生改革和发展提供借鉴意义。
system: [SYSTEM]

user: 2. 上海市卫生总费用现状分析 从卫生费用角度来看，2002年~2017年，上海市卫生总费用呈现整体上升趋势，政府卫生支出、社会卫生支出、个人卫生支出也呈现整体上升趋势，卫生总费用从2001年的202.63亿元上升到2017年的2087.09亿元，翻了10倍，其中社会卫生支出上升速度最快，超过了总卫生费用支出，翻了12倍，政府卫生支出增长速度与总费用基本持平，个人卫生支出增长速度低于总费用。上海市人均卫生费用也出现上涨趋势，从2001年的1233元上涨到2017年的8611元，增长幅度较大。 从构成角度来看，社会卫生支出占总费用的一半以上，占比最重，政府卫生支出和个人卫生支出占比较小，且比例接近，总体来看，2001~2017年，社会卫生支出占比呈现上升趋势，从48.8%上升到58.0%。政府卫生支出和个人卫生支出占比呈现下降趋势，政府卫生支出占比从22.6%降低到21.5%，个人卫生支出占比从29.0%下降到20.5%，个人卫生支出占比下降趋势比较明显，且2007年以前，政府卫生支出占比小于个人卫生支出占比，2007年以后，政府卫生支出占比渐渐超过个人卫生支出。 总之，到2017年，上海市卫生总费用支出处于增长状态，并且社会卫生支出占比高于政府卫生支出和个人卫生支出占比，见表1。 Table 1 Total health expenditure and its composition in Shanghai from 2001 to 201 年份 卫生总费用 其中 比重(%) 人均卫生费用 (亿元) 政府卫生 支出 社会卫生 支出 个人现金 卫生支出 政府卫生 支出 社会卫生 支出 个人卫生 支出 (元) 2001 202.63 45.70 98.01 58.93 22.6 48.4 29.0 1233 2002 220.31 40.65 121.14 58.52 18.5 55.0 26.5 1356 2003 266.19 51.30 151.60 63.29 19.3 56.9 23.8 1556 2004 315.48 59.54 170.14 85.80 18.9 53.9 27.2 1811 2005 362.13 70.30 199.44 92.39 19.4 55.1 25.5 2036 2006 401.46 77.13 226.39 97.94 19.2 56.4 24.4 2212 2007 485.67 99.39 278.50 107.79 20.5 57.3 22.2 2614 2008 559.83 135.82 314.97 109.04 24.2 56.3 19.5 2965 2009 656.66 141.30 366.90 148.45 21.5 55.9 22.6 3418 2010 751.99 177.20 419.82 154.96 23.6 55.8 20.6 3266 2011 931.00 215.70 521.62 193.68 23.2 56.0 20.8 3966 2012 1092.35 232.49 646.51 213.35 21.3 59.2 19.5 4589 2013 1248.68 250.82 740.42 257.44 20.1 59.3 20.6 5170 2014 1347.79 275.29 792.51 279.99 20.4 58.8 20.8 5556 2015 1536.60 319.94 882.39 334.27 20.8 57.4 21.8 6362 2016 1838.00 430.73 1061.74 345.53 23.4 57.8 18.8 7596 2017 2087.09 449.64 1209.53 427.92 21.5 58.0 20.5 8611 表1. 2001~2017年上海市卫生总费用及其构成情况 数据来源：上海市统计年鉴(2019)。
system: [SYSTEM]

user: 3. 基于灰色GM(1，1)模型上海市卫生总费用预测分析 本文以2010~2017年上海市卫生总费用及构成状况为参考，预测未来十年的上海市卫生总费用。 3.1. 级比检验，建模可行性分析 3.1.1. 建立上海市卫生总费用时间序列 X ( 0 ) = ( x ( 0 ) ( 1 ) ， x ( 0 ) ( 2 ) ， ⋯ ， x ( 0 ) ( 8 ) ) = ( 751.99 ， 931.00 ， 1092.35 ， 1248.68 ， 1347.79 ， 1536.60 ， 1838.00 ， 2087.09 ) 3.1.2. 求级比 σ ( k ) = x ( 0 ) ( k − 1 ) x ( 0 ) ( k ) σ = ( σ ( 2 ) ， σ ( 3 ) ， ⋯ ， σ ( 8 ) ) = ( 0 .81 ， 0 .85 ， 0 .87 ， 0 .93 ， 0 .88 ， 0 .84 ， 0 .88 ) 3.1.3. 级比判断 经过计算，该数列所有的级比数值都属于区间 σ ( k ) ∈ ( e − 2 n + 1 ， e 2 n + 1 ) 即属于 σ ( k ) ∈ [ 0 .800737403 ， 1 .248848869 ]     ( k = 2 ， 3 ， ⋯ ， 8 ) 内，故可以用 X ( 0 ) 作满意的GM(1，1)建模。 3.2. 用GM(1，1)建模 3.2.1. 对原始数据X (0) 作一次累加 X ( 1 ) ( k ) = ∑ m = 1 k X ( 0 ) ( m ) ( k = 1 ， 2 ， 3 ， ⋯ ， 8 ) 得： X ( 1 ) = ( x ( 1 ) ( 1 ) ， x ( 2 ) ( 2 ) ， x ( 1 ) ( 3 ) ， ⋯ ， x ( 1 ) ( 8 ) ) = ( 751.99 ， 1682.99 ， 2775.34 ， 4024.02 ， 5371.81 ， 6908.41 ， 8746.41 ， 10833.50 ) 3.2.2. 构造数据矩阵B及数据向量Y Z = ( Z ( 1 ) ( 2 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 1 ) + x ( 1 ) ( 2 ) ] = 1217 .49 Z ( 1 ) ( 3 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 2 ) + x ( 1 ) ( 3 ) ] = 2229 .17 Z ( 1 ) ( 4 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 3 ) + x ( 1 ) ( 4 ) ] = 3399 .68 Z ( 1 ) ( 5 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 4 ) + x ( 1 ) ( 5 ) ] = 4697 .92 Z ( 1 ) ( 6 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 5 ) + x ( 1 ) ( 6 ) ] = 6140 .11 Z ( 1 ) ( 7 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 6 ) + x ( 1 ) ( 7 ) ] = 7828 .41 Z ( 1 ) ( 8 ) = 1 2 [ x ( 1 ) ( 7 ) + x ( 1 ) ( 8 ) ] = 9789 .96 ) 于是得到： B = ( − Z ( 1 ) ( 2 ) 1 − Z ( 1 ) ( 3 ) 1 − Z ( 1 ) ( 4 ) 1 − Z ( 1 ) ( 5 ) 1 − Z ( 1 ) ( 6 ) 1 − Z ( 1 ) ( 7 ) 1 − Z ( 1 ) ( 8 ) 1 ) = ( − 1217.49 1 − 2229.17 1 − 3399.68 1 − 4697.92 1 − 6140.11 1 − 7827.41 1 − 9789.96 1 ) ， Y = ( x ( 0 ) ( 2 ) x ( 0 ) ( 3 ) x ( 0 ) ( 4 ) x ( 0 ) ( 5 ) x ( 0 ) ( 6 ) x ( 0 ) ( 7 ) x ( 0 ) ( 8 ) ) = ( 931.00 1092.35 1248.68 1347.79 1536.60 1838.00 2087.09 ) 3.2.3. 最小二乘法估计求参数列P = (a， b) T 经过计算 B T B ， ( B T B ) − 1 ， ( B T B ) − 1 × B T × Y ，得到 a ^ = − 0.132909927 ， b ^ = 769.9371871 。 3.2.4. 建立模型 X ( 0 ) ( k ) − 0.1 32909927 Z ( 1 ) ( k ) = 769 .9371871 解得时间响应序列为： X ^ ( 1 ) ( k + 1 ) = ( x ( 0 ) ( 1 ) − b ^ a ^ ) e − a ^ k + b ^ a ^ = 6544 .914614e 0.132909927 k − 5792 .924614 3.2.5. 求生成数列值及模型还原值 令 k = 1 ， 2 ， ⋯ ， 7 代入时间响应函数可算得 x ^ ( 1 ) ( 1 ) = x ^ ( 0 ) ( 1 ) = x ( 1 ) ( 1 ) = 751.99 其中取由累减生成 x ^ ( 0 ) ( k ) = x ^ ( 0 ) ( k ) − x ( 0 ) ( k − 1 ) ，得还原值： x ^ ( 0 ) = ( x ^ ( 0 ) ( 1 ) ， x ^ ( 0 ) ( 2 ) ， ⋯ ， x ^ ( 0 ) ( 8 ) ) = ( 751.99 ， 930.34 ， 1062.59 ， 1213.63 ， 1386.14 ， 1583.18 ， 1808.22 ， 2065.26 )
system: [SYSTEM]

user: 4. 模型检验 残差和相对残差 计算得出模型残差和相对残差见表2。 Table 2 GM (1，1) model test tabl 序号 年份 原始值 预测值 残差 相对残差 1 2010 751.99 751.99 0 0 2 2011 931.00 930.34 0.66 0.07% 3 2012 1092.35 1062.59 29.7 2.72% 4 2013 1248.68 1213.63 35 2.81% 5 2014 1347.79 1386.14 −38 −2.85% 6 2015 1536.60 1583.18 −46 −3.03% 7 2016 1838.00 1808.22 29 1.62% 8 2017 2087.09 2065.26 21 1.05% 表2. GM(1，1)模型检验表 计算原始序列标准差S 1 及残差标准差S 2 ，后得出后验差比值C值和最小误差概率P值，基于C值与P值进行预测模型的残差检验以及拟合效果分析，其中C值越小且P值越大拟合效果越好 [ 4 ]，模型拟合精度表见表3。 Table 3 Fitting accuracy of GM(1，1) prediction mode 模型拟合精度等级 后验差比值C 最小误差概率P a值(预测最佳周期) 好 C ≤ 0.35 0.95 ≤ P −a ≤ 0.3 (适用于短中长期预测) 合格 0.35 < C ≤ 0.5 0.80 ≤ P < 0.95 0.3 < −a ≤ 0.50 (可进行短期预测) 勉强 0.50 < C ≤ 0.65 0.70 ≤ P < 0.80 0.50 < −a ≤ 0.80 (仅适用于短期预测) 不合格 P < 0.70 P < 0.70 0.80 < −a ≤ 1 (不建议进行预测) 表3. GM(1，1)预测模型拟合精度表 平均相对误差： ε ( a v g ) = 1 n − 1 ∑ k = 2 n | ε ( k ) | = 0.003 ， S 1 = 1 n ∑ k − 1 n [ X ( 0 ) k − X ¯ ] = 451 . 34 0 2353 ， S 2 = 1 n − 1 ∑ k − 2 n [ E ( k ) − E ¯ ] 2 = 0.0 22551261 后验差比值 C = S 2 S 1 = 0.0000 5 ，精度 P = P ( | E ( k ) − E ¯ | < 0.6745 S 1 ) = 1 ，经验证，该模型的精度较高，可以进行预测。 运用同样的方法，对政府卫生支出，社会卫生支出和个人卫生支出进行级比检验，三者均通过检验，因此三者都可以建立GM(1，1)模型，经过计算，政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出的 a ^ 值分别为：−0.140224438，−0.13159751，−0.129027757， b ^ 分别为：156.7298986，452.9867452，160.0222485。所以三者的GM(1，1)灰色预测模型分别为： 政府卫生支出： X ^ ( 1 ) ( k + 1 ) = ( x ( 0 ) ( 1 ) − b ^ a ^ ) e − a ^ k + b ^ a ^ = 1294 . 9 0 7445e 0.140224438 k − 1117 . 7 0 7445 社会卫生支出： X ^ ( 1 ) ( k + 1 ) = ( x ( 0 ) ( 1 ) − b ^ a ^ ) e − a ^ k + b ^ a ^ = 3862 .0 33643e 0.13159751 k − 3442 . 213643 个人卫生支出： X ^ ( 1 ) ( k + 1 ) = ( x ( 0 ) ( 1 ) − b ^ a ^ ) e − a ^ k + b ^ a ^ = 1395 . 175689e 0.129027757 k − 124 0. 215689 三者的平均相对误差分别为：0.004891689，0.00119006，0.001190304，后验差比值C分别为：0.000653093，0.000126414，0.000364394，均小于0.35，模型精度p都为1，因此都可以进行预测。 基于以上分析，本文对上海市2018~2027年十年的卫生总费用进行预测，预测结果见表4： Table 4 Predicted value of total health expenditure and financing structure in Shanghai from 2018 to 202 年份 政府卫生支出/亿元 占比/% 社会卫生支出/亿元 占比/% 个人卫生支出/亿元 占比/% 累加总费用/亿元 预测卫生总费用/亿元 2018 520.19 22.05 1364.64 57.85 474.11 20.10 2358.94 2358.83 2019 598.49 22.21 1556.57 57.77 539.41 20.02 2694.47 2694.13 2020 688.58 22.37 1775.50 57.69 613.70 19.94 3077.79 3077.09 2021 792.24 22.53 2025.23 57.61 698.22 19.86 3515.68 3514.49 2022 911.49 22.70 2310.07 57.52 794.38 19.78 4015.95 4014.07 2023 1048.70 22.86 2634.98 57.44 903.78 19.70 4587.47 4584.65 2024 1206.56 23.02 3005.59 57.35 1028.25 19.62 5240.41 5236.35 2025 1388.19 23.19 3428.33 57.27 1169.87 19.54 5986.38 5980.68 2026 1597.16 23.35 3910.52 57.18 1330.98 19.46 6838.66 6830.82 2027 1837.58 23.52 4460.53 57.10 1514.29 19.38 7812.40 7801.80 表4. 2018~2027年上海市卫生总费用及筹资结构预测值 由表4可知，2018~2027十年内，上海市卫生总费用继续呈现上升趋势，从2358.83亿元上涨到7801.80亿元，涨了三倍。在筹资结构上，政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出也呈上升趋势，政府卫生支出由520.19亿元上涨到1837.58亿元，社会卫生支出由1364.64亿元上涨到4460.53亿元，个人卫生支出由474.11亿元上涨到1514.29亿元。在各项支出所占总费用的比例上，政府卫生支出占比从22.05%上升到23.52%，呈现上升趋势，社会卫生支出虽然占比仍然最大，超过卫生总费用的一半，但是呈现下降趋势，从57.85%下降到57.10%，个人卫生支出占比也呈现下降趋势，从20.10%下降到19.38%。这说明，政府越来越注重医疗卫生方面的投入，为实现“健康中国”目标不断加大财政支持，个人卫生支出水平的下降，说明人民的健康水平越来越高，“健康中国”的目标渐渐实现，全民健康素养水平不断提升 [ 5 ]。
system: [SYSTEM]

user: 6. 结论 6.1. 卫生总费用与筹资结构的预测结果分析 2018~2027十年内，上海市卫生总费用稳步增长，同时上海市卫生总费用的增长速率多年前就已经高于GDP增速，卫生总费用占GDP的比重也逐年上升，一方面，一个国家或地区卫生总费用占GDP的比重可以反映其对卫生工作的支持力度和对人民健康的重视程度 [ 12 ]。因此上海市卫生总费用上升意味着上海市政府高度重视卫生事业的发展和人民健康程度，上海市医疗卫生事业蓬勃发展，另一方面，卫生总费用占GDP比重过快增长，会进一步推高财政赤字和债务水平 [ 13 ]。对地区经济产生不利影响，因此上海市在发展医疗卫生事业的过程中，应采取措施控制医疗费用的过快增长，把医疗费用增长速度控制在合理的范围之内。只有增长速度在合理区间内上升，才能保证满足居民的合理卫生需求，使得医疗卫生事业实现持续协调发展 [ 3 ]。 从筹资构成角度来看，政府卫生支出、社会卫生支出和个人卫生支出均呈现增长趋势，政府卫生支出占比呈现上升趋势，但是社会卫生支出占比和个人卫生支出占比出现下降趋势。有研究表明，政府和社会筹资比例越高，卫生支出越公平 [ 14 ]。上海市的卫生筹资结构正在逐步走向公平化。政府卫生支出占比增长表明政府在卫生筹资工作中承担的责任越来越多，政府越来越重视医疗卫生事业的发展 [ 15 ]。个人卫生支出占比下降，意味着居民健康水平提高，国际研究指出，居民个人卫生比例宜在30%以下，WHO提出的目标为15%~20% [ 14 ]。而经预测，上海市的个人卫生支出占比从2019年开始持续小于20%，并且呈现下降趋势，说明人民享受到了政府提供的卫生福利政策，政府采取的卫生福利措施越来越有效，人民健康水平稳步提升，看病压力逐步减小，上海市的卫生筹资体系越来越完善。 6.2. 影响因素的关联度结果分析 6.2.1. 经济发展和居民卫生消费是影响上海市卫生总费用的主要因素 从关联度排序可以看出，人均GDP对卫生总费用的影响排在第4位，说明人均GDP与卫生总费用的联系较为密切，经济的增长使得居民对个人健康质量的要求越来越高，对医疗卫生费用的支付能力也有所提高。农村居民人均可支配收入与城镇居民人均可支配收入分别位于第3位和第1位，这说明社会经济持续增长，个人收入稳定增加，居民对改善自身健康状况和提高自身生命质量的要求越来越高，而收入的增加导致居民对医疗卫生资源的购买能力增强，因此人均可支配收入是促进医疗卫生费用不断增加的主要因素。城镇居民医疗卫生支出占人均消费支出和农村居民医疗卫生支出占人均消费支出的比重分别排在第5位和第2位，这说明，居民的消费支出结构发生了变化，人民的基本生活日益得到了满足，居民开始追求更高层次的生活满足，医疗保健支出逐步增多，使得卫生总费用增加。同时结果可以看出，上海市农村居民医疗卫生支出对卫生总费用的影响要高于城镇居民，一方面反映出上海市医疗卫生资源和医疗卫生服务情况存在城乡差异，另一方面说明上海市农村经济发展迅速，居民有了更多的钱去支付医疗保健费用，农村居民的医疗保健意识不断增强。 6.2.2. 人口因素对卫生总费用的影响 人口因素的两个指标常住人口数量和老龄化指数对上海市卫生总费用的影响分别排第11位和第6位，常住人口数量与卫生总费用关联度较弱，因此常住人口数量不是影响上海市卫生总费用的关键指标。老龄化在我国是一个严峻的问题已经成为不争的事实，随着年龄的增长，人的健康状况会变得越来越差，高血压等慢性病的发生几率也不断提高，老龄化会显著提高人民对于医疗服务的潜在需求 [ 16 ]。而对于人口老龄化对卫生总费用的影响，大部分学者都认为人口老龄化是影响卫生总费用的重要因素，但是在本文的研究结果中，在影响上海市卫生总费用的12个因素中，老龄化程度排名在中间位置，并不是影响卫生总费用的关键性因素。上海是我国最早进入老龄化社会的城市，也是我国老龄化程度最高的大型城市，其各项针对老年人的政策和措施都比较完善 [ 17 ]，并且由于上海市是经济和医疗水平都最发达的城市之一，因此老年人享有的各种医疗资源和设施都比较先进和完备，所以对于上海市来说，人口老龄化程度对卫生总费用的影响程度没有其他因素明显。 6.2.3. 卫生资源因素和对卫生总费用的影响 卫生资源利用因素的两个指标门诊人次和住院人次分别排名第9和第8位，卫生资源提供因素的两个指标卫生技术人员数量和卫生机构床位量分别排名第7和第10位，因此可以看出卫生资源因素对上海市卫生总费用的影响较小，说明随着医疗改革事业的不断推进，医疗支付方式不断完善，居民享受的医疗优惠越来越大，即使门诊人次和住院人次是逐步上升的，但是由于“分级诊疗”“按病种付费”等制度的展开，人民“看病贵”等问题逐步得到解决，因此对卫生总支出费用的影响相对较小。从资源提供的角度来看，卫生技术人员数量和卫生机构床位数的增长对卫生总费用的影响并不大，说明上海市对医疗卫生资源的供给力度还不足，需要加大医疗卫生资源的供给。 6.2.4. 政策因素对卫生总费用的影响 政府对医疗服务市场进行宏观调控有着不可推卸的责任，政府的卫生支出对医疗资源的配置产生重要影响。2010~2017年，上海市政府卫生支出占总支出的比重为5%左右，在各项影响上海市卫生总费用的因素中排名最低，这一方面说明政府卫生事业投入力度不够大，另一方面说明政府卫生事业投入对卫生总费用的影响缺乏弹性，卫生总费用受政府卫生支出的影响较弱 [ 6 ]。政府应该发挥宏观调控的作用，扩大支出规模，优化财政支出的比例，提高政府卫生支出的利用效率，充分发挥政府“无形的手”的作用。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 随着社会的迅速发展，经济、时效的心理咨询已成为共同的期待，焦点解决短期治疗(SFBT)应需而生并在近二十年间发展逐渐成熟，基于这种目的以及成熟疗法的启发，中国心理学家创造性地提出了心灵动力棋疗法。文章阐述了心灵动力棋疗法的产生背景、基本概念、咨询流程与其独具特色的咨询技术，并就其优缺点、应用以及发展前景作了简单的论述。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 随着社会、经济的飞速发展，现代社会下的人们生活节奏快，心理压力大，对心理咨询的认可度和需求度不断增加，但与此同时心理工作者数量有限，面对数量日益增长的来访者，简短类的咨询方法势在必行(聂衍刚，蒋洁，2011)；其次，心理治疗日渐趋向多元化以及本土化，福沃斯、彼得森等人都认为多元化已经成为一种强势的力量并获得广泛关注与认可(Fredrickson， 2011; Pedersen， 1999)，中国的心理先锋如钟友彬(1988)、郭念锋(2005)、林崇德和陈英和(2009)、黄希庭(2009)、王登峰和侯玉波(2004)、杨国枢(2009)、杨中芳(2009)、孟维杰和刘俊敏(2005)都致力于构建中国背景的心理学体系，使之满足中国本土文化的需求与目的；除此之外，音乐、绘画、舞蹈等艺术形式已经被广泛应用到临床心理咨询中(严虎等，2021；蓝宪等，2020；李珉珉，2013)。而棋艺作为大众娱乐方式常被用来开发智力、陶冶情操，因此作为一种新形式是具有训练与改善心理机能的作用的，契合中华文化的疗法更能帮助到中国人；当然最为重要的是焦点解决短期治疗(SFBT)的成熟，焦点解决短期治疗指的是指以寻找解决问题的方法为核心的短程心理治疗技术，最初是由Steve de Shazer和妻子Inn Berg Kim在1980年初期提出的，之后和一群有多元训练背景(包括心理、社工、教育、哲学、医学等)的工作小组成员，在美国威斯康星州米华基(Milwaukee)的短期家庭治疗中心(Brief Family Therapy Center， BFTC)共同发展起来的(De Shazer & Berg， 1992)。经过二十多年的发展，SFBT技术可以说是较为成熟，应用广泛，主要聚焦家庭服务、心理康复、公众社会服务、儿童福利、监狱、社区治疗中心、学校和医院等领域(Miller et al.， 1996)，并得到各领域正向的认可。这为同样属于短期治疗形式的动力棋疗法提供了治疗的基本理念和发展学习的对象。综上，陈灿锐创造性地提出了心灵动力棋疗法(陈灿锐，高艳红，2017)。本文旨在介绍心灵动力棋这一全新的中国式心理咨询方法，以期该咨询方法能在国内应用和推广。
system: [SYSTEM]

user: 3. 应用与展望 纵观以上对动力棋疗法的概述，动力棋疗法具有其独特的地方：中国本土化的治疗方法；过程简洁结构化、省时省钱、富有成效；“双专家”观念；聚焦于核心问题的解决等；虽然“新”，其实用性和可操作性适合在心理治疗中推广和应用。在该理论提出者陈灿锐老师所著《曼陀罗心灵动力棋疗法操作手册》一书中，已将该疗法运用于实践当中，并取得了解决问题，达到治愈的效果。例如来访者X与家人关系岌岌可危，且内心压抑孤独，在经过4次动力棋疗法之后，与家庭、自己达成和解，解决了来访者的困境。而这种“新”和其不可忽视的缺点，让动力棋疗法在国内并没有广泛应用，没有坚实的临床实践基础。在未来的研究应用中，一方面我们应该不遗余力地推广具有中国本土特色的心理疗法，另一方面，要充分正视该疗法中存在的问题和局限，不断推进和完善，最大程度地让更多人知晓、最大限度地让动力棋疗法发挥自身的特点和优势，为中国式心理疗法添砖加瓦，为更多的来访者带来更多的选择和治愈的机会。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 本文中考虑了在均布载荷作用下，周边固定的圆底扁薄球壳的非线性屈曲问题。我们利用Adomian分解法得到了该非线性屈曲问题的新解析近似解。基于新解析解讨论了具有各种k值对应的中心挠度与载荷的特征曲线。得到的结果与修正迭代法得到的结果非常吻合，便说明得到的新解析解的有效性和准确性。