DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 小结 本章利用数值仿真研究多种天敌策略对疾病控制的影响，评估不同策略的疾控效果并分析阶段结构因素对不同控制策略的作用。从仿真结果看，多种天敌策略比单种天敌策略控制效果好。多种天敌的引入导致疾病流行率i h 和i v 的值越小，更容易消除疾病。同时，仿真结果表明阶段结构参数b 2 (幼虫的出生率)，d (幼虫向成虫的转化率)和μ v 1 (幼虫的死亡率)在无天敌、单种天敌与多种天敌情形下起到不同的作用。无天敌情形时，i h 和i v 的值与b 2 ，d和μ v 1 直接相关，减少b 2 和d，增加μ v 1 更有助于虫媒疾病的控制。结论符合常态想法。引入天敌后，我们发现i h 和i v 的值随着b 2 和d的增加而减少，而随着μ v 1 增加而增加，因此增大b 2 和d，减少μ v 1 更有助于虫媒疾病的控制。这一结论与无天敌情形时恰好相反。主要原因在于b 2 和d的增加以及μ v 1 的减少，使得幼虫数量增多，从而间接使得虫媒天敌的数量也增多，因此染病宿主和虫媒的比率i h 和i v 的值也下降，有利于疾病的控制。引入多种天敌后，我们发现b 2 和μ v 1 不影响疾病的流行率，即i h 和i v 不随b 2 和μ v 1 的变化而变化，但i h 和i v 随着d的增加而减小。这一结论告诉我们在利用多种天敌控制虫媒疾病时，在幼虫阶段采取一些措施例如清除孳生水体或集中捕捞卵块、幼虫和蛹，适当使用杀虫剂等以减少幼虫向成虫的转化率，可减少成虫传染疾病的传播机率。启示我们天敌种类的多样性对于虫媒疾病的防控起积极作用。
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user: 摘要 层理缝在致密砂岩中大量存在，层理缝的存在对致密砂岩油气藏的形成和分布有着非常重要的影响，但是目前针对层理缝的研究工作却较少进行。本文对层理缝的定义进行重新厘定，对层理缝的识别进行了对比。通过野外露头观察、岩心描述及镜下观察，对层理缝的赋存特征及对油气分布的影响进行了初步研究。研究结果发现，层理缝一般发育于河道、海(湖)岸和海滩等高能水动力环境中，其中平行层理是层理缝发育的主要层理类型。层理缝沿砂岩纹层间的暗色条纹裂开，裂纹一般沿黑云母解理面开裂。层理因暗色矿物的存在导致纹层之间的粘结力变弱。层理缝的孔洞发育情况要优于其上、下的砂岩纹层，层理缝的产生改变了原有致密砂岩的物性，层理缝发育的储层渗透率是不发育的3.01~18.95倍。受此影响，层理缝成为油气运移的重要通道，宏观的层理缝控制着致密砂岩中油气的砂体间横向运移；微观层理缝与构造缝一起控制着油气在单砂体的运移和分布。研究成果对加强致密砂岩中层理缝后期研究，提高致密砂岩甜点带预测成功率，增加致密砂岩勘探成功率有着重要的意义。
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user: 1. 引言 致密砂岩油气藏作为非常规能源，其资源丰富，分布范围广泛。据美国联邦地质调查局研究结果显示，全球已发现或推测发育致密气的盆地大约有70个 [ 1 ]。我国在致密油气勘探方面也取得了较大突破，鄂尔多斯盆地上古生界、四川盆地上三叠统须家河组、塔里木盆地库车凹陷等发现了多个大型致密油气田，吐哈、松辽、南海、沁水、渤海湾等盆地也打了一批高产油气井，呈现出良好勘探前景 [ 2 ] [ 3 ]。不少学者预测，致密油气在未来10~20年之内将成为接替常规能源的重要来源 [ 4 ] [ 5 ]。致密砂岩油气藏普遍具有低孔、低渗、低丰度的特征 [ 5 ]，“三低”特征决定了这些井只有经过改造后才能达到工业标准。因此，寻找致密砂岩油气藏“甜点带”是勘探开发的关键问题。大量勘探实践和研究表明，致密砂岩油气藏“甜点带”与裂缝发育和分布具有较高的一致性 [ 6 ] [ 7 ]，寻找裂缝发育带就成为圈定致密油气藏高产区的重要任务。 目前国内外普遍将油气藏裂缝分为构造缝和非构造缝，其中非构造缝又包括层理缝、异常高压缝和微裂缝等多种裂缝类型。前人的研究多集中于构造缝对油气藏聚集产生影响的研究，部分研究对微裂缝、异常高压缝等裂缝类型也进行了探讨，但是针对层理缝的研究工作却较少进行。层理缝是指地层受到各种地质作用而沿着层理构造裂开的裂缝 [ 8 ]。层理缝在致密砂岩储层中普遍发育，在部分构造活动不强烈的盆地其发育程度甚至超过了构造缝(见表1)。 Table 1 Summary of bedding fracture development in petroliferous basins in Chin Basin 油气田 层位 发育的裂缝 类型 主要裂缝类型 层理缝 所占比例 Sedimentary facies References Sichuan Basin 川东元坝 气田 三叠系 须家河组 / 层理缝 70% 河道、泛滥平原 夏晓敏等，2014 川西大邑 气田 三叠系 须家河组 构造缝、 成岩缝、异常高压缝、诱导层理缝 高角度构造缝 少量 水下分流河道 王志萍等，2011 川西新场 气田 侏罗系 上沙溪庙组 构造缝、垂直缝、层理缝 层理缝 33口取心井中，14口发现层理缝，其中CX129井层理缝占93.3% 分流河道 吴志均等，2003 川西大邑 气田 三叠系 须家河组 构造缝、层理缝及异常高压泄压缝(31%) 层理缝 45% 水下分流河道 陈迎宾等，2013 川西孝泉 气田 侏罗系 构造缝、 层理缝 层理缝 70.51% 分流河道 曹伟，1999 王春梅等，2011 川西新场 气田 侏罗系 构造缝、 层理缝 层理缝 78.40% 分流河道 川西合兴场气田 三叠系 须家河组 构造缝、 层理缝 构造缝 31.75% 分流河道、河口坝 Ordos Basin 靖安油田 延长组长6段 构造缝、 层理缝 层理缝 较发育 分流河道、水下分流河道 庞新愉，2015 Xiasiwan oilfield 延长组长8段 构造缝、 层理缝 层理缝 30% 水下分流河道 高平等，2012 榆林气田 二叠系山西组山2段 构造缝、 层理缝、缝合线、成岩缝 构造缝、层理缝 较发育，构造缝为主 分流河道、水下分流河道、河口坝 张君峰和兰朝利，2006 神木气田 二叠系石千峰组千5段 构造缝、 层理缝、缝合线、成岩缝 构造缝、成岩缝 不发育 分流河道 苏里格气田 二叠系下石盒子组、山西组 构造缝、 层理缝 层理缝 发育 河道、分流河道 马玉龙，2015 李进步等，2016 盆地西南部 二叠系 山西组 垂直缝、水平缝、斜交缝 垂直缝、水平缝 45% 分流河道、 水下分流河道 王倩等，2015 Tuha Basin 巴喀油田 中侏罗统 西山窑组 构造缝、 层理缝 构造缝、层理缝 较发育，构造缝为主 水下分流河道、 河口坝 王发长等，2003 Junggar Basin 永进地区 侏罗系 / 层理缝 发育 水下分流河道 贺振建等，2011 Songliao Basin 朝阳沟油田 扶杨油层 构造缝、 层理缝 构造缝、层理缝 较发育 河道、分流河道、 水下分流河道 王秀娟等，2004 Tarim Basin 克深2气田 下白垩统巴什基奇克组 构造缝、层理缝及微裂缝 构造缝 少量 分流河道、水下分流河道 王珂等，2016 表1. 我国含油气盆地层理缝发育情况汇总表 鉴于层理缝在致密砂岩中广泛存在，对致密砂岩油气藏形成和分布有着非常重要的影响，本文将在岩心和野外露头观察、薄片及扫描电镜观察的基础上，对我国致密砂岩中层理缝的赋存状态及其对油气分布的影响进行初步研究。研究成果将对加强致密砂岩中层理缝后期研究，提高致密砂岩甜点带预测成功率，增加致密砂岩勘探成功率有着重要的意义。
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user: 2. 层理缝的识别 2.1. 层理缝的定义 国内外对于层理缝的定义并不统一，多半学者从层理缝的成因入手，认为层理缝是因层理受各种地质作用，如挤压、剪切、流体充注、溶蚀等，沿着力学性质薄弱的层理面破碎而形成的裂缝 [ 3 ] [ 6 ] [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。部分学者则认为层理缝的形成与外部构造作用和内部的层理薄弱面关系较小，层理缝是因为地史过程中多次卸载所形成的裂缝 [ 13 ]。另有少部分学者仅从层理缝赋存状态进行定义，认为层理缝是指沿层理面形成的低角度至水平(小于5˚)裂缝 [ 14 ]。 综合国内外学者对于层理缝的定义，对于层理缝是沿层理面剥离形成的裂缝这一点基本达成一致。但据此对层理缝进行定义，则会出现研究对象漏失的情况。众所周知，层理面是指层系的上、下界面，而层系则是由许多在成分、结构、厚度和产状上近似的同类型纹层组合而成。分析前人的研究内容及结合本文的研究结果发现，层理缝不单单发育于层理面这一构造位置，层系之内砂岩纹层之间的暗色条纹带(条纹带为沉积结构面，是力学薄弱面 [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] )同样也是层理缝的发育区域。因此，层理缝可以重新被定义，即微观的层理缝是指地层受到各种地质作用而沿着纹层间沉积结构面(暗色条纹带)裂开的裂缝；宏观的层理缝是指地层受到各种地质作用而沿着层系间的层理面裂开的裂缝。 2.2. 层理缝与水平缝的区别 针对裂缝的分类主要有三种：一是根据成因，分为构造缝和非构造缝；二是根据形成时间，分为天然裂缝和人工诱导缝；三是根据裂缝产状，分为垂直裂缝(大于85˚)、高角度裂缝(小于85˚大于45˚)、低角度裂缝(小于45˚大于5˚)和水平缝(小于5˚)。所以，“水平缝”便是裂缝倾角小于5˚的裂缝。“水平缝”的成因与构造应力和沉积结构面(又称薄弱结构面)有直接关系 [ 17 ]。在均质砂体中(即沉积结构面不发育的砂体)，主要与应力有关；而在沉积结构面发育的非均质砂体中，则是应力与沉积结构面共同作用的结果。 层理缝是指受各种地质作用而沿层理构造裂开的裂缝。“层理缝”虽然在“平行层理”中较为发育(“水平缝”的一种)，但低角度的层理受各种地质作用亦会发生层理面剥离，产生“层理缝” [ 16 ] [ 18 ] (低角度或高角度缝的一种)。因此，“层理缝”相较“水平缝”其研究对象中没有“均质砂体水平裂缝”，但却多了“低角度的层理缝”。两者研究对象互有重叠，却不尽相同。
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user: 3. 层理缝在含致密油气盆地大量存在 3.1. 层理缝在含油气盆地中广泛发育 致密油气藏中的层理缝被重视主要是受近几年页岩气勘探开发工作的启发。页岩大量发育层理缝，层理缝对于页岩气渗流、聚集及后期开发等有着重要的影响 [ 19 ] [ 20 ]。国内外不少学者总结发现，致密砂岩气藏一般发育在盆地中心和克拉通向斜等区域，这些位置一般构造比较稳定，沉积物以细砂和粉砂为主，砂岩成岩作用较强，砂泥岩薄互层发育，为低孔、低渗致密储层 [ 15 ] [ 16 ] [ 19 ]。层理缝对此类致密砂岩储层物性改善，致密油气运移和聚集具有十分重要作用，其对油气通道建设所做的贡献甚至要高于构造缝。目前，我国已发现致密油气藏的鄂尔多斯、四川、塔里木、吐哈、准噶尔、松辽等盆地均有大量层理缝发育(见表1)。如四川盆地元坝、新场气田的须家河组和孝泉、新场气田的侏罗系砂体气层，层理缝占发现裂缝类型比例超过70%以上 [ 9 ] [ 13 ]。鄂尔多斯盆地北部榆林和苏里格上古生界气田 [ 6 ]、西南部上古生界 [ 21 ]。 3.2. 层理缝的发育的沉积环境 层理缝与沉积环境类型有着密切的联系。前人研究认为，层理是层理缝发育的基础，不同的层理类型形成层理缝的难易程度不同 [ 7 ] [ 10 ] [ 15 ]。因此，层理缝的发育与否与层理类型、层理发育程度有着直接关系，而这些又与层理发育的沉积环境关系密切。根据前人研究成果统计发现，层理缝主要发育于平行层理中 [ 7 ]，低角度交错层理偶有发现，但比例很低 [ 7 ]，而平行层理一般出现在强水动力环境中，如河道、海(湖)岸和海滩沉积环境中。总结相关研究文献发现，层理缝主要发育于河道、分流河道、水下分流河道等沉积环境，部分层理缝在河口坝、泛滥平原等沉积环境亦被发现(见表1)。因此，高能沉积环境是层理缝发育的主要位置。
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user: 4. 层理缝在地层中的赋存状态 野外露头和岩心观察是进行裂缝研究的重要手段之一，本文选取鄂尔多斯盆地三叠系延长组延河剖面露头作为观察对象，对层理缝的野外赋存状态进行了观察和描述，结合本地区钻井岩心观察，对层理缝的宏观特征进行了研究。选取部分井位样品进行了镜下薄片和扫描电镜观察，对层理缝的微观特征进行了研究。延河剖面构造上位于鄂尔多斯盆地东南部，地理上位于陕西省延安市延长县，区内三叠系延长组完整出露，受沉积环境影响，延长组层理发育，是野外观察层理缝发育情况的良好地区。 4.1. 层理缝宏观特征 延长组在本地区发育三角洲和湖泊相沉积，其中砂体主要发育在三角洲前缘的河口坝、水下分流河道及深湖相的浊积岩中。河口坝和水下分流河道层理发育，主要发育有交错层理、平行层理、块状层理和波纹层理等类型。 露头观察发现，层理缝多发育于细砂岩、粉砂岩中的平行层理或低角度板状、楔状层理，高角度板状、楔装及槽状交错层理较少发现。低角度层理缝走向主要为EW，部分区域还存在NE-NW向裂缝，但数量较少(见图1)。高角度层理缝密度一般为0.07条/m，远小于低角度层理缝的1.05条/m。层理缝在野外露头中多呈开启状态，延伸距离与层理的发育规模有着较好的一致性，较短的层理缝介于4~11 mm，较长的层理缝可达到2 m左右。层理缝多沿层理中暗色条纹裂开(见图2(a))，缝宽一般大于1 mm，缝面平直，缝内无充填，缝与缝之间相互平行(见图2(b))。裂缝密度除与层理的类型有关之外，岩性、薄互层发育程度及砂体厚度等都对其有一定的影响。 图1. 董寒河延长组长6段砂体层理缝野外赋存特征 图2. 延长县翠屏山长6段 (a) 和张家滩长7段砂体 (b) 中的层理缝沿平行层理开启 (c) Y116，2893.14 m，灰黑色细粉砂岩，交错层理；(d) FG1，水下分流河道，2712 m；(e) Y125，石英粗砂岩，2822.65 m， 平行裂缝，裂开约0.76~1.5 mm 岩心中，开启的层理缝较少被发现，部分开启的层理缝呈现延伸距离短、断裂不连续、断裂面不平整的现象(见图2(c)~(e))，指示此类层理缝非天然裂缝，而可能是因钻井或取心卸压产生的沿层理裂开的诱导缝。闭合的层理缝多被方解石充填，部分因压实作用闭合的层理缝，其所在的暗色条纹带宽度明显小于周边未发生破裂的。 4.2. 层理缝微观特征 对层理缝进行薄片及扫描电镜观察发现，砂岩纹层与纹层之间存在暗色条纹带(见图3(a))，条纹带与其周围砂岩纹层相比，碎屑颗粒的矿物成分以暗色片状矿物云母为主(见图3(b))，石英含量较少，云母则以黑云母为主，具绿泥石化趋势，黑云母多与绿泥石碎片呈层状富集。条纹带的孔洞较上下纹层砂体更为发育，以微裂缝(见图3(b))、晶间孔(见图3(c))、粒间溶孔(见图3(d))为主，而砂岩纹层的储集空间主要为残余原生孔、粒间溶孔、粒内溶孔及少量的微裂缝。条纹带的晶间孔孔径可达11.59 μm，粒间溶孔的孔径是砂岩纹层的6.02~119.17倍。观察发现，微观层理缝一般沿黑云母的解理面裂开(见图3(c))，裂缝周围多伴生穿透石英颗粒的微裂缝(见图3(b))，这些微裂缝与层理缝组成了复杂的微观层理缝系统。
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user: 5. 层理缝与油气分布的关系 为了观察层理缝对油气分布的影响，本次研究对位于延安市延长县安沟乡三叠系延长组长6段油苗露头进行了实地观察描述。长6段作为鄂尔多斯盆地主力产油层，裂缝发育。主要裂缝类型为构造缝和层理缝，二者构成的运移体系控制了油气的运移。 图3. 层理缝微观结构特征。(a) X110井，埋深1500.52 m，长7段，暗色条带在砂体中发育；(b) X110井，埋深1500.52 m，长7段，黑云母及过渡带储集空间；(c) X110井，埋深1500.52 m，长7段，片状黑云母中的晶间孔；(d) X110井，埋深1500.52 m，长7段，暗色条纹带中的粒间孔 5.1. 层理及层理缝的存在改变了储层力学性质及物性 层理的出现说明沉积条件的变化，砂体因层理的存在会表现出较强的非均质性 [ 22 ]。根据沉积结构面上的强度特征可将层理分为非弱面型与弱面型(bedding of weak plane type)。非弱面型是在持续强水动力条件下形成的，层理类型主要为交错层理。此类层理的纹层与纹层之间粘结坚硬致密，因此岩体受力变形过程中一般不会沿层理发生破裂形成层理缝。而弱面型层理则是在水动力强弱交替的环境中形成，当水动力较弱时，沉积的云母等暗色片状矿物呈定向排列，形成层理，如平行层理、水平层理、潮汐层理、砂纹层理。这类层理中的纹层之间粘结较弱，当受到张应力或剪应力时会沿沉积结构面破裂，形成层理缝。 燕山期，鄂尔多斯盆地受中特提斯构造动力体系中羌塘地块与欧亚大陆碰撞拼贴产生的远程构造效应影响 [ 22 ]，构造主应力方位为NW-SE向。受此影响，盆地内走向与主应力一致的低角度层理或者水平层理在挤压应力作用下，弱结构面开裂形成层理缝。喜山期，受太平洋板块和印度板块与欧亚板块俯冲碰撞影响，盆地的主应力方向为NNE-SSW。此时与主应力方向一致或相近的层理沿结构面破裂，形成层理缝。同时，在此期间鄂尔多斯盆地整体抬升，延长组上覆地层被风化剥蚀，在上覆压力卸载及层理中流体卸压膨胀双重作用下，部分层理缝产生。 层理缝的产生改变了原有致密砂岩的物性。层理缝沿黑云母解理面发生破裂，沟通了原本并不联通的晶间孔，增大了储层的储集空间和渗流能力。同时，与层理缝伴生的微裂缝、流体沿层理缝运移继而与周边发生反应产生的溶蚀孔洞，也大大改善了致密砂岩储层的物性。岩心样品分析发现，层理缝发育的储层渗透率通常是不发育的储层渗透率的3.01~18.95倍(见表2)，层理缝不仅可以沟通原本孤立的致密砂岩孔隙，提高储层的渗透率，同时其自身也是良好的储集空间。 Table 2 Comparison table of permeability of rock samples with or without bedding fracture 孔隙度范围 (%) 层位 有层理缝样品渗透率平均值 (×10 −3 μm 2 ) 无层理缝样品渗透率平均值 (×10 −3 μm 2 ) 比值 9 ≤ φ ≤ 10 长62 8.6728 0.5339 16.24 11 ≤ φ ≤ 12 长62 11.7279 0.8618 13.61 11 ≤ φ ≤ 12 长61 18.2576 0.9634 18.95 长62 23.8995 1.0635 22.47 12 ≤ φ ≤ 13 长61 10.5837 1.1384 9.3 长62 15.1241 1.4476 10.45 13 ≤ φ ≤ 14 长61 6.2756 1.1822 5.31 长62 15.1241 1.4476 10.45 14 ≤ φ ≤ 15 长61 5.5447 1.8436 3.01 表2. 有无层理缝岩样渗透率对比表 5.2. 宏观的层理缝控制油气在砂体间的横向运移 层理面相较于岩体内部暗色条纹界面具有规模大、延伸距离远、破裂压力小的特点。当构造应力作用于岩体时，层理面将首先吸收构造应力，进而发生破裂 [ 15 ] [ 16 ] [ 23 ]，形成层理缝。伴随着构造应力逐渐增加，作用时间增长，微观的层理缝才逐渐产生。宏观的层理缝往往倾角小于5˚，延伸距离一般在50 m以上(见图4(a))。野外露头观察发现，宏观层理缝的剥离面残留大量沥青(见图4(b))，部分区域甚至仍有原油不断析出(见图1(b))。沥青的残余量或油苗析出程度要远远大于宏观层理缝上下砂体(见图1(b))，一定程度上说明了原油首先沿宏观层理缝运移，然后逐渐扩散或沿构造缝运移至周围砂体中。 图4. 原油沿宏观层理面(缝)实现区域运移 5.3. 微观层理缝与构造缝共同控制油气在砂体内的运移 构造缝的存在使油气实现了纵向的运移，构造缝延伸到的区域均有油气分布，而未延伸到的地方，原油颜色明显浅于构造缝延伸到的区域(见图5)。层理缝作为运移通道之一，则主要控制了油气在砂体内的横向运移。观察发现，在富油的砂体中，绝对大部分层理缝都呈现出油苗渗出或原油颜色重于周边纹层砂体的特征，说明原油首先沿层理缝运移，然后逐渐扩散至周边砂体中(见图5)。且层理缝越发育，油气富集程度越高(见图5(a))。层理缝延伸距离越长，砂体内含油气的面积越大(见图5(b))。 图5. 延长县安沟乡三叠系延长组长6段油苗及与层理缝和构造缝的分布关系
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user: 6. 结论 层理缝在含油气盆地中大量存在，部分地区层理缝占所有裂缝的比例甚至超过了构造缝，层理缝成为致密砂岩储层中重要的裂缝类型。为了统一层理缝的概念，明确层理缝研究的对象，从宏观和微观两个角度对层理缝重新进行了定义。根据定义，将层理缝与水平缝进行了对比，提高了层理缝现场识别能力。 层理缝的赋存除与构造位置有一定关系外，与其发育的沉积环境关系也特别密切。根据野外露头和岩心观察，层理缝一般发育于河道、海(湖)岸和海滩等高能水动力环境中，其中平行层理是层理缝发育的主要层理类型。层理缝在露头中多呈开启状态，岩心中多呈闭合状态。层理缝沿砂岩纹层间的暗色条纹裂开，镜下观察发现，裂纹一般黑云母解理面开裂。层理缝的孔洞发育情况要优于其上、下的砂岩纹层。 层理因暗色矿物的存在导致纹层之间的粘结力变弱，在张应力或剪切应力作用下层理上下纹层或层理面上下砂体发生移动。层理缝的产生改变了原有致密砂岩的物性，统计发现，层理缝发育的储层渗透率是不发育的3.01~18.95倍。受此影响，层理缝成为油气运移的重要通道，宏观的层理缝延伸距离较长，控制着致密砂岩中油气在砂体间的横向运移；微观层理缝延伸距离较短，与构造缝一起控制着油气在单砂体的运移和分布。
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user: 摘要 通过对疫苗保护率的概念延伸，建立了防护措施保护率、防护措施下的疫苗保护率、以及疫苗综合保护率(防护措施和疫苗共同作用下的保护率)等概念。借助新冠疫苗三期试验所在国的防护措施保护率的列表比较，可定性地看出各试验所在国的防护措施保护率对试验进度有着重要的影响，为了加快进度，建议三期试验尽可能选择在防护措施保护率较低的国家进行。分析指出现采用的疫苗保护率在不同的防护措施下的结果缺乏可比性，特别是在防护措施保护率很高的国家，存在疫苗保护率计算的可靠性问题，甚至会出现长时间无法达到现有三期试验中期揭盲人数要求的可能性。我们论述了疫苗综合保护率具有可比性，以及在防护措施保护率较高的情况下，该保护率的相对误差对防护措施下的疫苗保护率的相对误差具有抗干扰的能力，因此建议把该保护率作为对疫苗的有效性进行评价的指标。根据建议的评价指标具有的性质，建议把三期试验中期揭盲的条件修改为，以试验期三个月为限，在总发病人数达到统计学要求时可提前结束。我们还建立了一个判断疫苗保护作用的显著性指标，据此可以判断疫苗在某地接种的必要性。
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user: 1. 引言 当今人类社会正在遭遇新冠病毒的肆虐，疫苗成为了人们恢复正常社会生活的期望。国内外许多疫苗企业和研究人员已经开发出了许多不同技术路线的疫苗产品，有的已经完成了三期试验取得了上市使用许可。 我国不仅通过采取强有力的隔离防控措施，使人民较早地就基本恢复了正常生活状态，而且着眼于世界和未来，在疫情初期就开展了不同技术路线的疫苗研发工作，取得了世界领先的一、二期临床试验成果，另外，我国疫苗已经为数十万出国劳务人员、维和人员提供过接种，不仅安全性、而且有效性都很好。然而在临床三期试验过程中，却发现存在二个问题，一是没能保持速度继续领先优势，二是疫苗保护率没有期待的那么高。这其中原因值得我们分析研究。 考虑到戴口罩、勤洗手等防护措施，也能给人们提供免于病毒感染的保护，因此，我们根据现有疫苗保护率的定义，延伸出了防护措施保护率(b p )的定义，以及引进了无防护措施下的疫苗保护率(b v /n )、防护措施下的疫苗保护率(b v /p )、疫苗综合保护率(防护措施和疫苗共同作用下的保护率) (b v + p )等概念。b v /n 、b v /p 实际上就是目前三期试验计算的疫苗保护率。根据各国每日公开的新冠病毒感染数据，我们计算了新冠疫苗三期试验所在国的b p ，并给出了数据表格，据此表可明显看出现有几种疫苗的三期进度与b p 值的对应关系。为了加快进度，建议三期试验尽可能选择防护措施较弱的国家进行。我们通过分析指出，在不同防护措施下的疫苗保护率缺乏可比性，特别是在b p 很高的国家，可能存在在较短时间内不能达到给定数量的发病人数后揭盲的要求、特别是对高保护率的疫苗出现这种情况的可能性更大。经过对疫苗综合保护率b v + p 的分析，论述了该保护率具有可比性；在防护措施保护率b p 较大的情况下，该保护率b v + p 的相对误差对防护措施下的疫苗保护率的相对误差具有抗干扰性，因此，我们建议把该保护率作为对疫苗的有效性进行评价的指标。根据我们建议的评价指标具有的性质，建议把三期揭盲的条件修改为，以试验期三个月为限，在总发病人数达到统计学要求时可提前结束。我们还建立了一个判断疫苗保护作用是否显著的指标，据此可以判断疫苗在某地接种的必要性。
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user: 2. 疫苗保护率及其延伸定义 新冠病毒疫苗三期试验通常是把大量人群分成对照组(control group and vaccine group)和接种组(vaccine group)来进行，当总发病人数达到设定的具有统计学意义的人数时，予以中期揭盲，以获得对照组和接种组的发病率，然后计算由于疫苗的接种得到的对照组发病率减量的相对变化率，即疫苗的保护率。在疫苗保护率高于50%时，认为疫苗有效，可附条件上市。 现有疫苗保护率公式如下 [ 1 ] 疫 苗 保 护 率 = ( 对 照 组 发 病 率 − 接 种 组 发 病 率 ) / 对 照 组 发 病 率 ∗ 100 % = ( 1 − 接 种 组 发 病 率 / 对 照 组 发 病 率 ) ∗ 100 % (1) 这里的对照组除了不接种疫苗外，其它状态与接种组一样。 考虑到戴口罩、勤洗手等防护措施，也能给人们提供免于病毒感染的保护，因此，根据现有疫苗保护率的定义，延伸出了防护措施保护率(b p )的定义。 1) 防护措施保护率(b p ) 记具有防护措施下的发病率为r p ，相应的对照组发病率即为无防护措施下的发病率r c /n ，可延伸出相应的防护措施保护率b p 。 b p = 1 − r p r c / n (2) 由于各个疫苗三期试验地区防护措施强度不同、甚至有的地区几乎没有防护措施。为了研究方便，下面对疫苗保护率给出四种延伸定义。 2) 无防护措施下的疫苗保护率(b v /n ) 记无防护措施下对照组和接种组的发病率分别为r c /n 、r v /n ，可延伸出相应的无防护措施下的疫苗保护率b v /n 。 b v / n = 1 − r v / n r c / n (3) 3) 防护措施下的疫苗保护率(b v /p ) 记防护措施下对照组和接种组的发病率分别为r c /p 、r v /p ，可延伸出相应的防护措施下的疫苗保护率b v /p 。这就是当前国际社会使用的疫苗保护率。 b v / p = 1 − r v / p r c / p (4) 4) 疫苗综合保护率(b v +p ) 疫苗综合保护率，也可称为防护措施和疫苗共同作用下的保护率。记防护措施和疫苗共同作用下的发病率为r v /p ，相应的对照组发病率即为无防护措施下的发病率r c /n ，可延伸出相应的疫苗综合保护率b v + p 。 b v + p = 1 − r v / p r c / n (5)
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user: 3. 疫苗三期试验所在国防护措施保护率计算及与进度关系初步分析 以下计算所用新冠病毒患者总数数据，采用的是各国公布的统计到2021年1月11日的数据。防护措施保护率的计算公式(2)中的r p 为疫苗三期试验所在国的发病率；因为捷克为现有各国发病率最高的国家，发病率达到7.82%，故取 r c / n ≈ 7.82 % 。由于采用的数据统计的时间差不多为1年，因此计算所得的r p 、r c /n 、b p 可看成试验期为1年的结果。 从表1可以得到初步结论：莫德纳、辉瑞、阿斯利康的新冠疫苗是在平均防护措施保护率水平偏低的国家进行的三期试验，因此，由于发病人数速度快，使得在三期试验中期揭盲阶段走在前面；我国国药中生和北京科信的新冠疫苗分别是在平均防护措施保护率为中等水平的国家进行的三期试验，因此试验持续时间比国外三支疫苗稍长后，才进行了中期揭盲；然而，我国康希诺公司的疫苗是在平均防护措 Table 1 Protection rate of protection measures in phase III clinical trial of COVID-19 vaccin 志愿者 所在国别 新冠病毒 发病总人数 国家总人口(万) 发病率(%) 防护措施 保护率b p (%) 新冠疫苗3期试验的公司 莫德纳 辉瑞 阿斯利康 国药中生 北京科兴 康希诺 美国 22，917，334 32，677 7.01 10.4 √ √ √ 巴林 95，558 157 6.09 22.1 √ 英国 3，072，349 6649 4.62 40.9 √ 阿根廷 1，722，217 4469 3.85 50.8 √ √ √ 巴西 8，105，790 21，087 3.84 50.9 √ √ √ 智利 641，923 1820 3.53 54.9 √ √ 秘鲁 1，035，184 3255 3.18 59.3 √ 土耳其 2，326，256 8192 2.84 63.7 √ 俄罗斯 3，401，954 14，396 2.36 69.8 √ 德国 1，929，751 8229 2.35 70.0 √ 阿联酋 230，578 989 2.33 70.2 √ 摩洛哥 452，532 3619 1.25 84.0 √ 墨西哥 1，524，036 13，076 1.17 85.0 √ 沙特阿拉伯 363，809 3355 1.08 86.2 印度尼西亚 828，026 26，679 0.31 96.0 √ 巴基斯坦 502，416 20081 0.25 96.8 √ 埃及 149，792 9938 0.15 98.1 √ 表1. 新冠疫苗三期试验所在国防护措施保护率 施保护率水平偏高的国家进行的三期试验，试验持续的时间需要更久，且由于某些特殊原因，致使其三期试验真正启动时间较晚，因此康希诺三期试验中期揭盲时间需比前5支疫苗推后一段时间是正常现象。
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user: 5. 疫苗综合保护率研究 基于上述关于现有疫苗保护率b v /p 暴露的缺乏可比性和计算可靠性问题，那么探讨一种新的对疫苗有效性进行评价的指标是非常必要的。 下面我们针对综合反映各国防护措施和疫苗共同作用下的保护率，亦即疫苗综合保护率b v + p 进行研究。根据计算公式(4)，以及公式(3) (5)，可以得到 b v + p = 1 − ( 1 − b p ) ( 1 − b v / p ) = b p + b v / p ( 1 − b p ) = b v / p + b p ( 1 − b v / p ) (13) 由于 0 ≤ b p ≤ 1 ， 0 ≤ b v / p ≤ 1 ，可得 b p ≤ b v + p ≤ 1 ， b v / p ≤ b v + p ≤ 1 (14) 由公式(13)知，可能引起b v + p 的误差主要原因来自b v /p 和b p 的误差影响。若记Δb v + p ，Δb v /p ，Δb p 分别为b v + p ，b v /p ，b p 的误差，则据公式(13)有 b v + p + Δ b v + p = b p + Δ b p + ( b v / p + Δ b v / p ) [ 1 − ( b p + Δ b p ) ] 从而导出 Δ b v + p = Δ b p [ 1 − ( b v / p + Δ b v / p ) ] + Δ b v / p ( 1 − b p ) 由于 0 ≤ b v / p + Δ b v / p ≤ 1 故有 | Δ b v + p | ≤ | Δ b p | + | Δ b v / p | ( 1 − b p ) (15) 结合公式(14)得到 | Δ b v + p | b v + p ≤ | Δ b p | b p + | Δ b v / p | b v / p ( 1 − b p ) (16) 由于b p 是一个国家或地区根据发病人数统计计算出来的数据，一般精度较高，因此其相对误差较小，可以忽略不计。假设 b p = 90 % ，则可以算出 | Δ b v + p | b v + p ≤ 0.1 | Δ b v / p | b v / p 于是由式(16)得到下面结论。 结论5：如果b p 值较大，由b v /p 的相对误差引起b v + p 的相对误差较小，也就是b v + p 的相对误差对b v /p 的相对误差具有抗干扰的能力。 另外，由于b v + p 的对照组都为全球防护措施最弱的国家或地区，因此其大小具有可比性，具有反映在其原有防护措施基础上加接种疫苗后的综合保护能力。 综合b v + p 具有的可比性、以及其相对误差对b v /p 的相对误差具有的抗干扰能力，因此，建议采用疫苗综合保护率b v + p 作为疫苗的一种评价指标。
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user: 6. 新冠病毒疫苗三期试验合理的中期揭盲条件及疫苗具有显著性作用指标研究 在采用b v + p 作为疫苗接种综合有效性的评价指标后，在防护措施保护率b p 较大时，结论3涉及的三期试验无法揭盲的问题仍然存在，特别是对保护效果越好的疫苗，越会发生这类问题，因此，必须给出合理的揭盲条件。 假设新冠病毒疫苗三期试验进行了三个月还不能满足总发病人数达到统计学要求时，根据结论3知道主要原因是由于防护措施保护率b p 较大造成的。而在防护措施保护率b p 较大情况下，根据结论5知道，此时由b v /p 的相对误差引起b v + p 的相对误差较小。为了快速应对新冠病毒的需要，同时也考虑到试验周期越长引起b v /p 误差越大(参考结论1和公式(12))，我们建议把三期试验的中期揭盲条件修改为，以试验期三个月为限，在总发病人数达到统计学要求时可提前结束。 从公式(13)可见，在防护措施保护率b p 的基础上，疫苗作用效应对b v + p 的贡献仅为 b v / p ( 1 − b p ) 。亦即当防护措施保护率越大时，疫苗的作用效应被抑制了；当 b p = 1 时，疫苗的作用效应为0；只有当 b p = 0 时，疫苗的作用效应才能完全得到发挥。因此，在这里可推出在防护措施保护率足够高的地区，不一定需要接种疫苗的结论。 综合考虑到经济效益、疫苗对人体可能的副作用等因素，某地区该不该接种疫苗，以及接种那款疫苗，应该要根据疫苗在该地区有没有显著作用来进行判断。我们建议采用 I = b v + p − b p b v + p = b v / p ( 1 − b p ) b v + p × 100 % 作为疫苗保护作用的显著性检验指标，当 I ≥ 5 % 时就认为该款疫苗具有显著的保护价值，否则就不接种该款疫苗。然后借助b v + p 从多款具有显著保护价值的疫苗中选择综合保护率更高的疫苗。
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user: 7. 结论和建议 综合以上分析成果，我们得到当前采用的评价疫苗有效性的疫苗保护率指标，不具有可比性，且具有计算的不可靠性，因此b v /n 和b v /p 不适合作为疫苗保护率的指标。建议采用防护措施和疫苗共同作用下的保护率b v + p 作为疫苗保护率的一种综合评价指标。 结合引进的疫苗作用显著性指标I，我们进一步就三期试验给出如下三个建议。 1) 首先尽量选择防护措施不足的国家进行疫苗三期试验。 2) 三期揭盲的条件设定为：试验以三个月为限，在总发病人数达到统计学要求时提前结束。 3) 评价过程分两步。 第一步：计算疫苗在试验地区的显著性检验指标I，当 I ≥ 5 % 时就认为该款疫苗在当地具有显著的保护价值，这款疫苗作为该试验地区的备选疫苗。 第二步：对通过显著性检验指标的疫苗计算b v + p 。通过该指标，并结合其它因素，在全球范围选择 Table 3 I and bv+p vaccines indicators for the five enterprises that are currently progressing rapidl 疫苗生产企业 莫德纳 辉瑞 阿斯利康 国药中生(阿联酋) 北京科兴 (土耳其) (巴西) I(%) 89.1 51.9 64.7 26.7 34.2 42.9 b p (%) 10.4 45.5 34.1 70.2 63.7 50.9 b v /p (%) 94.5 90 95 86 91.25 78 b v +p (%) 95.1 94.6 96.7 95.8 96.8 89.2 表3. 目前进展较快的5家企业疫苗的I和b v +p 指标 合适的疫苗产品进行接种。最后表3给出了目前进展较快的5家企业疫苗的I和b v + p 指标供大家参考。从表3可见，所有企业的疫苗接种显著性检验指标I都大于5%，也就是说各企业的疫苗对三期试验所在国来讲都具有接种的价值。由于各企业的b v + p 都达到接近或超过90%，说明各疫苗的综合保护率都非常好。 我国康希诺公司的疫苗是在平均防护措施保护率为 b p = 71.5 % 的国家进行的三期试验，即使假设b v /p 仅仅为51%，就现在监管部门的标准来看似乎刚合格，但实际综合保护率能够达到 b v + p = 86 % ，显著性指标 I = 16.8 % ；假设显著性指标刚好达到 I = 5 % ，则此时 b v + p = 75.3 % ，显然该疫苗我们认为仍然具有对人类的显著保护作用和推广使用价值，但按照公式(13)计算出的b v /p 却只有13.3%，显然按现行疫苗保护率要求来看，就是要被淘汰的疫苗，造成这种严重后果的原因，就是在防护措施高等级背景下，采用了不合理的评估指标b v /p 造成的，这种情况出现的可能性与疫苗是哪家企业生产无关。
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user: 摘要 目的：编制一个适用于少数民族大学生职业价值观诊断的量表。方法：我们将从发展因素和保健因素编制少数民族大学生职业价值观量表，经调查、分析后得到正式问卷，并对云南省高校400名少数民族大学生进行测试后，对量表进行信度和效度的检验。结果：得到了由发展因素和保健因素组成的少数民族大学生职业价值观量表，总量表的Cronbach α值为0.976，其中发展因素分量表的Cronbach α值为0.984，保健因素分量表的Cronbach α值为0.956。结论：少数民族大学生职业价值观量表的信度、效度都非常理想，可以作为少数民族大学生职业价值观的一个有力诊断评定工具。
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user: 1. 引言 职业价值观是指人们通过工作而达到的目标或取得的报酬，它们是更一般的个体价值观在职业生活中的表现 [ 1 ]。国内的职业价值观问卷多数以大学生和工作人员为对象，对于少数民族大学生群体的适用性还存在疑问。本文以少数民族大学生的职业价值观作为研究对象，通过运用主成分分析、因素分析等统计方法对调查问卷进行修订，编制出了一个适用于少数民族大学生职业价值观诊断的量表。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 对象 在正式问卷确定过程中的预试调查主要以云南省云南民族大学的220名少数民族大学作为对象。我们之所以只选择云南民族大学大学，是因为从2017年的最新数据显示中，云南民族大学已招齐56个民族的学生，并且少数民族学生的比例已超过了七成。但是，由于很多少数民族的大学生招录的人数甚少，所以在调查研究过程中抽查到的几率很小。正式量表的题目分析及信度、效度的检验均以该校少数民族大学生为研究对象，共发放问卷230份，最后收回有效问卷200份。其中男性71人次，女性129人次，一年级29人次，二年级30人次，三年级36人次，四年级105人次，各个民族的人数及所占的比例如下表1所示。 2.2. 方法 1、初始成分的来源：本文主要以张再生教授对影响个人职业价值观因素分类中的发展因素和保健因素来编制量表。根据其分类，发展因素包括兴趣爱好、机会均等、公平竞争、工作有挑战性、专业对口、能发挥自身才能等，因为这些职业要素与个人的发展有关，因此称之为发展因素；保健因素则包括工资高、福利好、保险全、职业稳定、生活便利等，这些职业要素与就业后福利待遇和生活有关，因此称之为保健因素 [ 2 ]。 Table 1 Ethnic statistic 民族 人数 比例 民族 人数 比例 民族 人数 比例 阿昌族 7 3.50% 回族 11 5.50% 佤族 8 4.00% 白族 31 15.50% 景颇族 3 1.50% 瑶族 3 1.50% 布朗族 2 1.00% 僳僳族 8 4.00% 彝族 36 18.00% 布依族 2 1.00% 苗族 2 1.00% 藏族 18 9.00% 傣族 30 15.00% 纳西族 13 6.50% 壮族 10 5.00% 哈尼族 14 7.00% 普米族 2 1.00% 表1. 民族统计 2、初始量表的题目编制：结合少数民族大学生自身的职业价值取向，对上述的一些条目进行初步的筛选和修改。并请了具有语言专长的人员对这些条目的语言表述进行审查，确定量表条目没有歧义，使语言流畅、通俗易懂。初步形成了包含2个成分共23个题目的少数民族大学生职业价值观问卷。问卷采取了Likert五点自评式量表要求受试者根据自身的实际情况做出选择：非常不重要，不重要，一般，重要，非常重要分别记1，2，3，4，5分。 3、正式量表的确定：使用初步构建的少数民族大学生职业价值观问卷对220名少数民族大学生进行测试，回收有效问卷200份。根据学者Gorsuch (1983)的观点：题项与受试者的比例最好为1:5，受试者的人数超过题项个数的倍数越多越好 [ 3 ]。在我们的问卷中初始题项总数为23题，回收有效问卷200份，受试者的人数接近是题项个数的10倍，已经远超上述比例。在对问卷题目进行初步分析(项目分析)中，对不满足以下6个指标中两个以上(含两个)题项进行删除：① CR值大于等于3.00；② 题项与总分相关大于等于0.40；③ 题项删除后的α值小于总量表的Cronbach α值；④ 共同性大于等于0.20；⑤ 因素负荷量大于等于0.45；⑥ MSA值大于等于0.50。我们使用这些依据的原因是参考了学者吴明隆在《问卷统计分析实务——SPSS操作与应用》第五章中提出的观点。共5个题项被删除，最终形成了由2个成分、共18个题项(其中，发展因素包含11个题项，保健因素包含7个题项)组成的少数民族大学生职业价值观量表。 4、正式量表的施测和统计分析：以云南省云南民族大学的少数民族大学生作为测试对象。由专业的老师和调查人员对少数民族的学生进行随机施测。最终运用SPSS19.0软件包对数据进行了项目分析，使用主成分分析法对成分提取，直接斜交法对因素进行转轴，并对数据的信度和效度进行了检验。
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user: 3. 结果 3.1. 量表的建构效度 建构效度是指能够测量出理论的特质或概念的程度，即经实际测试结果，受试者实际所得分数经统计检验能有效解释多少受试者的心理特质。能够解释的百分比越高，建构的效度则越好。统计学上，检验建构效度的最常用方法为因素分析，如果使用因素分析抽取共同因素，并且抽取出来的共同因素与理论架构的心理特质甚为接近，则可说此量表具有建构效度。在本研究中，在经过上述初步的项目分析，量表总共保留下来18个题项，下面将呈现这18个题项组成的量表的建构效度。 1、KMO值和Bartllett’s球形检验：本研究选取KMO和Bartlett’s球形检验来判断量表是否适合进行因素分析。检验的结果为：KMO (取样适当性量数)值为0.933，Bartlett’s球形检验 χ 2 = 6138.965 ， P = 0.000 。根据学者Kaiser (1974)观点，进行因素分析的普通准则至少在0.6以上 [ 4 ]。此处的KMO值为0.933，指标统计量大于0.90，呈现的性质为“极佳的”标准，表明变量之间并非相互独立的，而是存在共同因素，完全适合进行因素分析。 2、因素分析：因素分析的目标是通过统计分析的方法抽取出题项中存在的最关键因素。本研究采用主成分分析法进行因素抽取，并使用直接斜交法(Direct Obimin)进行因素转轴。结合陡坡图和特征值大于1的因素，最终抽取2个共同因素(特征值大于1的因素也是2个)，即：发展因素和保健因素。2个因素的累积方差贡献率为84.467%。根据Hair等人(1998)的观点，在社会科学领域中，所抽取的共同因素累积解释变异量能达到60%以上就表示共同因素是可靠的 [ 5 ]。我们这里得到的结果是84.467%，已大于60%，表面转轴后2个共同因素可以解释的总变异量达到80%以上，抽取的共同因素是非常可靠的。各个题项在共同因素中的因素负荷量如下表2所示： Table 2 Results of exploratory factor analysis of occupational values scale for ethnic minority college students (n = 200 题项变量及题目 直接斜交法转轴后的结构矩阵 共同性 发展因素 保健因素 A1专业对口 0.961 0.552 0.928 A2晋升机会多 0.954 0.527 0.917 A3个人兴趣爱好 0.949 0.560 0.903 A4题能够发挥自己的知识与能力 0.947 0.585 0.897 A5机会均等 0.940 0.644 0.889 A6工作自由独立 0.931 0.551 0.869 A7提供培训进修的机会 0.930 0.589 0.865 A8良性竞争 0.921 0.589 0.849 A9工作具有挑战性 0.902 0.647 0.826 A10发展空间大 0.895 0.690 0.829 A11对社会贡献大 0.878 0.574 0.773 B1生活方便 0.583 0.943 0.890 B2工作环境舒适轻松 0.554 0.939 0.883 B3工作稳定 0.520 0.931 0.873 B4交通便利 0.616 0.898 0.811 B5能带来较高的收入 0.560 0.857 0.736 B6较完善的福利保障制度 0.579 0.837 0.706 B7保险齐全 0.775 0.798 0.762 累积解释总变异量% 84.467 表2. 少数民族大学生职业价值观量表探索性因素分析结果(n = 200) 从上表可知，发展因素所包含的题项在保健因素中的因素负荷量也比较高，而保健因素所包含的题项在发展因素中的因素负荷量也比较高，所以发展因素和保健因素之间应该也存在较高的相关性，由SPSS19.0输出的结果，这两者间的相关系数为0.623。根据学者Nunnally与Bernstein (1994)的观点当因素间的相关系数在0.3以上时，最好采用斜交转轴法 [ 6 ]，所以本研究中采用直接斜交法的斜交转轴法是恰当的。此外，发展因素分量表、保健因素分量表和总量表之间分数的相关系数矩阵如下表3所示： Table 3 Correlation analysis matrix of each subscale and total scale (n = 200 发展因素分量表 保健因素分量表 总量表 发展因素分量表 1.000 保健因素分量表 0.681 1.000 总量表 0.952 0.872 1.000 表3. 各分量表及总量表分数的相关分析矩阵(n = 200) 上述表格中相关系数为皮尔逊相关系数，该系数在本文案例中代表的是发展因素、保健因素以及总体量表之间的线性相关关系。各相关系数都在0.01的水平上显著相关，且分量表发展因素和保健因素之间的相关系数0.681低于其与总量表的相关系数0.872和0.952，表面该量表的结构效度也比较理想。 3.2. 量表的信度检验 本研究采用Cronbach α系数值来衡量量表信度的指标。使用SPSS19.0可求得总量表及各分量表的Cronbach α系数值如下表4所示： Table 4 Reliability coefficient of occupational values scale for ethnic minority college student 发展因素分量表 保健因素分量表 总量表 Cronbach α 0.984 0.956 0.976 表4. 少数民族大学生职业价值观量表的信度系数 根据学者Gay (1992)的观点，任何量表的信度系数如果在0.90以上，表示量表的信度甚佳 [ 7 ]。本研究发展的量表信度系数已达到0.95以上，表示无论是从发展因素、保健因素层面分量表的内部一致性信度还是总量表的内部一致性信度都非常理想。
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user: 4. 讨论 本研究在量表成分的建构过程中，采用了定量和定性相结合的方法。在充分借鉴相关专家知识经验的同时，又结合了科学丰富的统计学方法：卡方检验，相关系数分析，主成分分析及因素分析等等，从主观、客观两个方面进行了论证，从而使研究结果更加客观、全面。此外，从上述的各项指标中也可以看到该量表具有甚佳的信度和效度，其可作为少数民族大学生职业价值观研究的一个有力工具。 综上所述，我们从发展因素和保健因素层面出发，结合少数民族大学生的职业价值观特点编制了适合于该群体职业价值观量表，量表具有非常理想的信度和效度，并且抽取出来的2个共同因素与原先编制的构念及题项甚为符合，相信该量表的出现对职业价值观的研究具有一定的推动作用。
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user: 摘要 本文采用1959~2010年东亚地区风场和温度场的数据资料，利用了相关分析法。定义的东亚地区范围为70E~140E，15N~55N。运用52年每年每月的急流指数与地表温度分析了东亚地区急流与地表温度的关系。研究表明：1) 东亚地区急流与地表温度存在着相关性，在7月到9月这三个月中，相关性最强，正相关系数达到了0.7，负相关系数达到了−0.45。2) 东亚地区急流与地表温度相关性最强的区域总是出现在25N~45N之间。
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user: 1. 引言 急流是与风速有着密切联系的一股气流带，风速强、范围窄是急流的主要特征。急流的厚度约几千米，它在水平方向可达到几万千米的长度，几百千米的宽度。急流中心是最大风速的密集带，它是由一个或者多个最大风速中心组成的地方。在三维空间中，急流轴轴线通常的走向为东西向，特殊情况下也会转成南北走向 [ 1 ]。 地表温度就是通过地面吸收一部分被辐射到地面的太阳热能使其增热，对地面加热后进行测量得到的温度 [ 2 ]。在气候的研究领域，生态的研究领域，水文的研究领域等一些领域对地表温度研究的比较多，地表温度在这些领域研究中具有重要的意义 [ 3 ]。地表温度还在某些方面具有重要的使用价值，比如说在农业气象方面，地表温度就很好地发挥了它的应用价值。 很多人对于急流的研究方向大部分都是关于急流与降水关系的研究，急流与季风关系的研究，急流与气候之间的研究，关于急流与地表温度的这个研究方向的文章还不是很多。因此我选择研究东亚地区急流与地表温度的关系，研究急流与地表温度之间是否存在相关性。希望这次的研究，能让我对急流与地表温度有更深层的理解。
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user: 2. 资料与方法 研究急流的资料是来自风场的格点资料。资料年限本文选取的是1959~2010年一共52年。网格点的格距在经向和纬向格距均匀。研究地表温度的资料是利用处理好的气候态地表温度的格点资料。网格的选取在经向和纬向的格距相同都为1度。资料年限本文选取的是1959~2010年一共52年。东亚区域本文选取的范围是70E ~140E，15N~55N。 写这篇论文，我主要运用两个气象软件，FORTRAN和GRADS。通过FORTRAN编写程序求出每月的急流指数与地表温度的相关系数并将相关系数存成二进制格式。通过GRADS软件绘制急流指数与地表温度的急流指数图。 定义了急流指数，急流指数是衡量急流强弱的一个标准，也是研究急流变化及其影响的基础，因此急流指数的定义是关于急流研究的一个重要的基本问题。急流指数是用两个区域里的风场的区域平均相减定义的。其中一个区域是80E~140E，43N~48N；另一个区域是80E~140E，28N~35N。 参考文献的引用给本文的研究工作展开提供了重要的指导基础，在国内外专家学者研究的基础上，通过自己的领悟思考，应用所学的知识，对急流和地表温度有了更深刻的认识。 本文采用的分析方法主要包括对比法和相关分析法。对比法是通过绘制急流指数与地表温度的相关系数图来更好的分析出急流指数与地表温度是否存在关系，是否对东亚地区产生影响。相关分析法是通过绘制相关系数图与通过显著性检验图来说明急流指数与地表温度是否存在相关关系，相关性是否显著。