DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 对青少年心理状况的研究一直是心理学研究的重点，而近几年对其疏离感的研究是热点之一。疏离感是个体与周围环境之间正常关系发生疏远，甚至被其支配或控制，从而产生的孤独感、无意义感、不可控制感、压迫束缚感和自我疏离感等消极的情感  (杨东，吴晓蓉，2002) 。青少年期是疏离感产生的敏感高危期，但其在其他群体中也会存在，已经有研究者证明人格是疏离感的产生因素之一，而大部分研究都是从个体生活环境、自尊、社会支持的角度探究个体疏离感产生的原因，却很少探究情绪的影响角度  (杨东等，2002) 。而羞怯既可以当做个体的情绪表现，也可以看做人格特质。研究显示，羞怯个体常与低自尊、社交焦虑、孤独、对社交情境的回避和人际排斥相伴随  (孙妮，2011) 。所有的这些都意味着羞怯个体与周围环境和个人接触交流更少，对社会与社交的回避更多，也更少的感知周围环境的变化，渐渐对周围世界有了更多的疏离。已有研究证明，在大学生群体中，羞怯与疏离感显著正相关  (黄林洁琼等，2015) 。 在探究羞怯与疏离感之间的关系时，还需要探究羞怯是通过何种因素导致个体感受到较高的疏离感。已有研究表明，害羞个体并不缺乏社交知识和社交技能，其适应问题的关键是对自身社交能力信心的缺乏  (Caprara et al.， 2008) 。也就是说，羞怯其实是一种在社交领域的自我效能感偏低的表现，从自我效能感的角度来解释两者之间的关系符合逻辑。情绪调节自我效能感是个体对能否有效调节自身情绪状态的一种自信程度，它会直接或间接影响各种社会心理功能  (汤冬玲等，2010) 。有研究表明，羞怯个体表现出较低的情绪调节自我效能感，此类个体在面临社会压力情景时，调节自身情绪以适应环境的能力较差，情绪调节自我效能中介羞怯与孤独感之间的关系  (李彩娜等，2013) 。这些文献说明，情绪调节自我效能感可能中介羞怯与孤独相关特质，比如疏离感之间的关系。 研究的意义在于，探究羞怯是如何导致个体的疏离感的，进而就可以知道如何调节自身情绪及其它因素使自己更少的感觉到疏离感，这是该研究的实践价值。查阅已有国内外文献，还没有发现羞怯、情绪调节自我效能感以及疏离感三者关系的相关研究，本研究是一次尝试。综上所述，本文提出三点假设：假设一，羞怯与疏离感呈显著正相关；假设二，羞怯与情绪调节自我效能感对疏离感有一定的预测作用；假设三，情绪调节自我效能感在羞怯与疏离感中起到部分中介作用。
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user: 2. 对象和方法 2.1. 对象 随机选取河南省某高校大学生393名，剔除无效数据后保留360名被试，其中男生114，女生220名，未标注信息者26名，理科生252名，文科生108名，平均年龄19.98岁，标准差1.05。 2.2. 工具 2.2.1. 情绪调节自我效能感量表(Regulatory Emotional Self-Efficacy Scale， RES)  (张萍、张敏、卢家楣，2010) 选用情绪调节自我效能量表中文版问卷  (张萍等，2010) ，用来测量个体对自我调控情绪能力的信念，包括12个项目，可分为三个维度：表达正性情感的自我效能、克制失望沮丧的自我效能及控制愤怒情绪的自我效能。问卷选用7级评分(1 = “完全做不到”，7 = “完全能做到”)，分数越高，说明情绪调节自我效能感越高。在本研究中，该量表的内部一致性信度为0.84，各分量表内部一致性信度在0.77至0.82之间。 2.2.2. 羞怯量表(Shyness Scale， Cheek， 1983)中文版  (汪向东、王希林、马弘，1999) 选用羞怯量表中文版  (汪向东等，1999) ，共13个项目，7级评分(1 = “极不相符”，7 = “极为相符”)，4个题目反向计分后与其他项目相加得到量表总分，分数越高代表羞怯水平越高。本研究中，量表的α系数为0.83。 2.2.3. 大学生疏离感量表(The Sense of Alienation in College Students Scale)  (邓军，2011) 选用疏离感量表中文版  (邓军，2011) 。该量表有17个项目，包括自我疏离感、人际疏离感、环境疏离感、文化价值疏离感四个维度。自我疏离指个体对自己评价缺乏肯定，产生对自己的嫌弃感；人际疏离是由于人际冷漠而产生的孤独感和不信任感；环境疏离是个体与其生活的物理环境产生的疏离感；文化疏离指的是个体无法认同原本共同遵守的传统习俗和社会规范，从而失去了意义感。采用7点计分法，分数越高表示疏离感水平越高。本研究中，各分量表内部一致性信度为0.72至0.81之间，总量表内部一致性系数为0.82。 2.3. 统计方法 通过SPSS21.0统计软件进行数据录入，经Pearson相关分析考察各变量之间的相关；通过用层次回归分析检验羞怯、情绪调节自我效能感与疏离感的关系；用Bootstrap程序估计中介效应的置信区间。
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user: 3. 结果 3.1. 情绪调节自我效能感与羞怯和疏离感的描述性统计及相关分析 从表中可以看出羞怯与情绪调节自我效能感显著负相关，与疏离感显著正相关，调节情绪自我效能感与疏离感呈显著负相关。文化疏离、自我疏离、关系疏离、环境疏离均与羞怯呈显著正相关，与情绪调节自我效能感呈显著负相关(见表1)。 3.2. 情绪调节自我效能感在羞怯与疏离感间的中介作用分析 3.2.1. 情绪调节自我效能感和羞怯对疏离感的回归分析 以疏离感总分为结果变量，以情绪调节自我效能感总分以及羞怯总分为预测变量。为避免变量间多重共线性影响，首先将各变量对应的数据中心化，采用层次回归分析。采用逐步多元回归分析，两个因子分别进入。结果表明，羞怯、情绪调节自我效能感依次进入回归方程，两个回归模型均显著[F(1， 359) = 121.72， p = 0.000; F(2，358) = 86.15， p = 0.000]，羞怯可解释疏离感总方差的25%，而增加情绪调节自我效能感后，可解释方差的比例增加到32%。进一步对各回归系数检验，两者的回归系数均达到显著水平(β = 0.38， t = 7.86， p = 0.000; β = −0.30， t = −6.17， p = 0.000)。根据理论假设，本研究构建情绪调节自我效能感在在羞怯感和疏离感之间的中介效应模型，进一步分析三者之间的关系(见表2)。 Table 1 Correlation analysis on regulatory emotional self-efficacy and shyness and alienatio 变量 x ± s 疏离感 人际疏离感 自我疏离感 文化价值疏离感 环境疏离感 羞怯 疏离感 2.74 ± 0.79 人际疏离感 2.48 ± 1.20 0.70 ** 自我疏离感 2.05 ± 0.78 0.63 ** 0.35 ** 文化价值疏离感 3.05 ± 1.28 0.73 ** 0.34 ** 0.42 ** 环境疏离感 3.51 ± 1.26 0.75 ** 0.30 ** 0.16 ** 0.43 ** 羞怯 3.73 ± 1.01 0.50 ** 0.24 ** 0.42 ** 0.48 ** 0.34 ** 情绪调节自我效能感 4.96 ± 0.84 −0.46 ** −0.28 ** −0.55 ** −0.36 ** −0.19 ** −0.42 ** 表1. 情绪调节自我效能感与羞怯和疏离感的相关分析 注： ** p < 0.01。 Table 2 Alienation as dependent variable， regulatory emotional self-efficacy and shyness as independent variables， multiple linear regression analysis (n = 360 自变量 偏回归系数 系数(β) 标准误(SE) t值 p 羞怯 0.38 0.048 7.86 0.000 情绪调节自我效能感 −0.30 0.047 −6.17 0.000 表2. 以疏离感为因变量，情绪调节自我效能感和羞怯为自变量的多重线性回归分析(n = 360) 3.2.2. 情绪调节自我效能感在羞怯和疏离感的中介效应分析 使用偏差校正的Bootstrap进行中介效应的显著性检验  (陈瑞等，2013) 。首先采用重复随机抽样的方法在原始数据(n = 360)中抽取5000个Bootstrap样本，然后根据这些样本拟合羞怯经情绪调节自我效能感至疏离感的中介效应模型，生成并保存5000个中介效应的估计值，形成一个近似抽样分布，将这些效应值按数值大小排序，用第2.5百分位数和第97.5百分位数估计中介效应95%的置信区间。如果中介效应95%的置信区间没有包括0，表明中介效应有统计学意义。使用偏差校正的Bootstrap方法得到羞怯至疏离感的直接效应在95%置信区间为0.2822至.4705，羞怯至疏离感的间接效应在95%置信区间为0.0725至0.1949。说明此中介效应有统计学意义。也就是羞怯对疏离感的直接效应为0.376，间接效应为0.126，中介效应占总效应的25%，情绪调节自我效能感为部分中介羞怯与疏离感的关系。
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user: 4. 讨论 对疏离感的探索，现有研究主要集中在青少年疏离感的特点及家庭、生活方式等影响因素的初步探索。而本研究的结果表明，情绪调节自我效能感与疏离感及其四个维度呈显著负相关，也就是说，疏离感较强的个体，他们对自己能调节控制情绪的自信心更弱。这可能是因为当个体认为自己对自己的情绪更能把控时，对自己的日常表现也更有信心，与周围世界的“联系”就会更紧密，相应的，疏离感就减少了。现有文献对羞怯的研究较多的是不同年龄层次的羞怯的表现及其与人格的关系，本研究选取了情绪调节自我效能感作为切入点。结果表明，情绪调节自我效能感与羞怯呈显著负相关。这说明，羞怯个体认为自己很难控制自己的情绪，他们对情绪通常是“顺其自然”的。而羞怯与疏离感呈显著正相关，这可以作为本研究中的“疏离感是羞怯的不良后果之一”的证据。 前人有研究，羞怯通过情绪调节自我效能感对孤独感发挥作用  (李彩娜等，2013) ，而相比较孤独感，疏离感是更为特殊，研究也较少的一种情感。它的产生有个体人格的原因，也受到社会支持、周围环境、群体、生活经历的影响。而本研究是从人格影响疏离感的思路出发，认为有羞怯表现较多的个体与出现疏离感的个体有较大的共生性。因为羞怯与疏离感的行为表现都是抑制型的。中介分析表明，情绪调节自我效能感部分中介了羞怯对疏离感的作用，这提示我们，羞怯情绪较多的人可以通过提升自己对调节情绪的能力的自信心来减少可能出现的疏离感。
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user: 5. 结论 1) 羞怯与疏离感呈显著正相关。 2) 羞怯与情绪调节自我效能感对疏离感有一定的预测作用。 3) 情绪调节自我效能感在羞怯与疏离感中起到部分中介作用。
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user: 6. 未来研究方向 本研究发现，羞怯通过情绪调节自我效能感部分调节疏离感，与其他研究一样证明了情绪调节自我效能感与心理健康关系密切，情绪调节自我效能感作为一个新的研究领域具有广阔的前景[ 6 ]。但是本研究仍有一些局限，如仅选取了一所大学的在校学生作为样本，代表性欠佳，不够多元化。另外，未来可以对情绪调节自我效能感进行更多的实证研究，更多的探讨其具体作用机制和影响因素，以及如何改变情绪调节自我效能感，以便更好地运用于生活。
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user: 摘 要 实验以同伴提名的方式测量360名小学儿童与友伴的社会行为，并分别采用相关分析和回归分析的方法考察了小学儿童与友伴在社会行为上的相似性。结果发现：1) 在控制了性别的影响之后，小学儿童与友伴在亲社会行为上存在显著的正相关，而在攻击行为上相关不显著；2) 在控制了性别的影响之后，友伴亲社会行为能预测小学儿童的亲社会行为，而友伴攻击行为对小学儿童攻击行为的预测不显著，且上述预测作用在小学阶段不存在年龄间的差异。这些结果说明小学儿童与友伴在社会行为上的相似性受社会行为类型的调节，在亲社会行为上存在相似性，而在攻击行为上相似性不明显。 关键词 :相似性，亲社会行为，攻击行为，社会化，小学儿童
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user: 1. 引言 在儿童同伴经历研究中，有一种双向关系得到了研究者极大的关注，其程度要超过其他任何一种双方关系，那就是友谊  (Rubin， Bukowski， & Parker， 1998) 。友谊是儿童社会化过程中非常重要的影响因素。研究表明儿童友伴的数量和关系质量能预测儿童的社会适应，没有友谊或友谊质量差的儿童更可能出现学校适应困难、孤僻、退缩、冷漠等问题行为  (Bukowski & Newcomb， 1984; Poulin & Chan， 2010; Véronneau， Vitaro， Brendgen， Dishion， & Tremblay， 2010) 。在小学和青春期前期形成的友谊，对于重新塑造儿童的自我概念，提高自尊水平有重要作用  (Newcomb & Bagwell， 1995) 。 在有关友谊关系的研究中，友伴的相似性是一个重要的研究领域。作为社会关系形成和维持的基本原则，相似性在各种社会关系类型中都起到基础性的作用，其中就包括友谊关系  (McPherson， Smith-Lovin， & Cook， 2001) 。柏拉图曾说过：“相似孕育了友谊。”中国俗语云：“物以类聚、人以群分；近朱者赤、近墨者黑。”这些都说明了相似性在友谊关系中的重要性。与此同时，国内外大量研究也表明友伴之间存在广泛的相似性。首先，友伴之间在年龄、种族和社会阶层等个人背景特征上具有相似性  (McPherson et al.， 2001) 。其次，儿童和友伴也倾向于具有相同的行为模式和社会态度。比如，儿童和友伴都表现出相似的亲社会行为、自主行为和问题行为  (Knecht，Snijders，Baerveldt，Steglich & Raub，2010；Liu & Chen，2003；陈斌斌，李丹，陈欣银 & 陈峰，2011；方晓义，1997) 。同时他们也具有相似的教育期望、成就动机以及学业成就  (Altermatt & Pomerantz， 2003; Hafen， Laursen， Burk， Kerr， & Stattin， 2011; Liu & Chen， 2003) 。最后，儿童也更不喜欢那些与自己不相似的同伴，会结束与自己行为不同的同伴的友谊关系  (Hafen et al.， 2011; Poulin & Chan， 2010) 。 综合分析现有的研究发现：1) 绝大多数有关友伴相似性的研究都是以13~18岁青少年作为研究对象，而很少有研究考察小学儿童的友伴相似性。已有研究表明小学儿童与青少年在对友谊的认知上存在差异。小学儿童更多是从外在特征来理解友谊，认为友谊是互相帮助。而青少年则从内在特征来看待友谊，认为友谊是亲密和忠诚  (Berndt， 2004；李淑湘，陈会昌 & 陈英和，2008) 。同时友谊关系也随着年龄的发展更为稳定  (Berndt， 2004) 。因此在不同的年龄阶段，儿童与友伴的相似性可能会有不同的特点。2) 现有很多研究都采用自我报告的方法来测量儿童与友伴的行为模式和社会态度，并以此来评估儿童与友伴的相似性。也有研究直接让被试报告自己友伴的行为和态度。采用自我报告的方式可能会使结果受儿童主观性的影响，比如儿童可能会高估他们与友伴之间的相似。因此有必要通过相对更为客观的方法来测量儿童和友伴的行为模式和社会态度。 实验以小学儿童为研究对象。通过“班级戏剧”问卷(见附录)来测量儿童与友伴的亲社会和攻击这两类社会行为。“班级戏剧”问卷是常用的儿童社会行为的测量方法，已经被证明具有很好的效度和信度，其测量得分与社会行为具有显著的相关性  (Bower， 1960; Masten， Morison， & Pellegrini， 1985; Rolf， 1972， 1976) ，如Cowen等人发现在各种提名的研究中，采用班级戏剧法在3年级儿童中施测，预测成人后的社会行为要好于自我报告、教师评定、学业成就等测量方法  (Cowen， Pederson， Babigian， Isso， & Trost， 1973; Masten et al.， 1985) 。班级戏剧问卷采用同伴提名的方式，以群体为单位实施，让群体中的每一名成员按一定标准挑选(即提名)一定数量满足这一标准的成员。总计某个成员所得到的提名次数就可以作为该成员在这些标准上的得分。相对自我报告，同伴提名以儿童所在群体中全体成员的评价为基础，减少了测量结果受个体主观性的影响。最后实验将采用相关分析和回归分析等方法来考察小学儿童与友伴在亲社会和攻击这两类社会行为上的相似性。
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user: 2. 方法 2.1. 被试 从金华市和杭州市两所小学选取3~6年级各两个班。共发放390份问卷，剔除未答和选项全相同的问卷，最后得到有效问卷380份，问卷有效率为97.4%。其中男生206名( = 10岁6个月，s = 1.2，年龄范围：8岁5个月~13岁4个月)，女生174名( = 10岁5个月，s = 1.2，年龄范围：8岁2个月~12岁6个月)。有22.2%被试的父亲和19.2%被试的母亲接受了大学教育，6.3%被试的父母教育水平未知，其余被试的父母都接受了中学教育。 2.2. 测量方法 2.2.1. 儿童社会行为的测量 采用“班级戏剧”问卷来测量被试的社会行为。实验采用的“班级戏剧”问卷是经过韦志钢和陈欣银的修订，适合中国儿童  (韦志钢 & 陈欣银，1992) 。问卷是以同伴提名的方式来测量儿童的社会行为，要求被试就每一个项目在同班同学中选出“最符合”这一项目所描述的人。每个项目最少要选出1名同学，最多选出3名同学。接着汇总得到每名被试在每个项目上所得到的提名数。然后在班级范围内对提名数进行标准化作为被试在该项目上的得分。实验选取了“戏剧问卷”中的亲社会行为(例如，经常帮助别人的人)和攻击行为(例如，经常打架的人)两个维度。每个维度各有6个项目。最后把同一维度上所有项目得分的均值作为被试亲社会行为和攻击行为的指标。亲社会行为和攻击行为两个维度上的α系数分别为0.94和0.91，验证性因素分析表明具有较好的结构效度(χ 2 = 139.2; df = 47; χ 2 /df = 2.96; RMSEA = 0.074; TLI(NNFI) = 0.968; CFI = 0.977)。 2.2.2. 友伴社会行为的测量 友伴圈的确定采用同伴提名的方式，让被试提名在班级里谁是自己的好朋友，且没有名额的限制。只有当被试和一个同学互相提名彼此为各自的好朋友时，这名同学才能算是被试的友伴。平均每个被试有3.9个友伴(s = 2.6)，最多的有16个友伴，同时有20个被试的友伴数为0。 友伴社会行为在儿童社会行为的测量已经得出每个被试的社会行为得分，然后以被试所有友伴的亲社会行为得分的均值作为被试的友伴亲社会行为指标，同样的方式获得被试的友伴攻击行为指标。因为有20个被试的好友数为0，所以这些被试的好友社会行为指标为缺失值。在涉及好友社会行为的统计分析时，有效被试为360名。 2.3. 施测程序 每个班级由两名主试负责施测，在施测前对每位主试进行统一规范的培训。采用团体施测的形式以班为单位进行测量。父母教育水平由家长报告获得。
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user: 3. 结果与分析 为了考察儿童和友伴在社会行为上的相似，计算了各行为变量与年龄、性别之间的相关系数。其中性别是分类变量，“0”表示男，“1”表示女。因此在涉及性别的相关系数计算都采用点二列相关的方法。 3.1. 各主要变量的相关 首先，相关分析的结果表明小学儿童的亲社会行为与友伴的亲社会行为之间存在显著的正相关(具体数据见表1，下同)。其次，结果表明小学儿童的亲社会行为与儿童性别存在显著正相关，即女生的亲社会行为得分要高于男生。同时儿童的友伴亲社会行为与儿童的性别也存在显著正相关，即女生的友伴亲社会行为要高于男生。由于小学儿童及其友伴的亲社会行为都与儿童的性别相关，小学儿童与友伴的亲社会行为之间的相关可能受到儿童性别的影响。因此接下来计算在控制儿童性别变量的情况下儿童与友伴的亲社会行为之间的偏相关系数，结果发现两者之间的偏相关依然显著(r(357) = 0.20; p < 0.001)。 与亲社会行为相似，小学儿童的攻击行为与友伴的攻击行为之间存在显著正相关。同时儿童及其友伴的攻击行为都与儿童性别有显著的负相关。在控制儿童性别变量的情况下，儿童与友伴的攻击行为之间偏相关变得不再显著(r(357) = 0.09; p = 0.102)。 3.2. 年龄在友伴亲社会行为和儿童亲社会行为的调节作用 为了进一步考察小学儿童与友伴在亲社会行为上的相似性及其年龄差异，以友伴的亲社会行为作为预测变量，儿童的亲社会行为作为反应变量，以年龄作为调节变量，进行分层回归分析。具体做法如下：第一层为性别；第二层为中心化后的年龄和友伴亲社会行为；第三层为去中心后的预测变量与调节变量之积：年龄×友伴亲社会行为。如表2所示，与相关分析的结果一致，在控制了性别变量之后，友伴的亲社会行为依然能有效预测小学儿童的亲社会行为。同时友伴亲社会行为与年龄的交互项效应不显著，说明友伴亲社会行为对儿童亲社会行为的预测作用在小学阶段不存在年龄差异。 3.3. 年龄在友伴攻击性行为和儿童攻击性行为的调节作用 以同样的方法来考察小学儿童与友伴在攻击社会行为上的相似性及其年龄差异。以友伴的攻击行为作为预测变量，儿童的攻击行为作为反应变量，以年龄作为调节变量，进行分层回归分析。具体做法如下：第一层为性别；第二层为中心化后的年龄和友伴攻击行为；第三层为去中心后的预测变量与调节变量之积：年龄 × 友伴攻击行为。如表3所示，与相关分析的结果一致，在控制了性别变量之后，友伴的攻击行为不能有效预测小学儿童的攻击行为。同时友伴亲社会行为与年龄的交互项效应不显著，说明友伴攻击行为对儿童攻击行为的预测作用在小学阶段不存在年龄差异。
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user: 4. 讨论 4.1. 小学儿童与友伴在不同社会行为上的相似性及其差异 实验以同伴提名的方式测量小学儿童与友伴的社会行为，并采用相关分析和分层回归分析的方法 Table 1 The correlations of main variable 变量名 1 2 3 4 5 1性别 - 2年龄 −0.08 - 3亲社会 0.19 *** 0.01 - 4攻击 −0.34 *** 0.03 −0.08 - 5友伴亲社会 0.22 *** <0.01 0.24 *** −0.09 - 6友伴攻击 −0.55 *** 0.02 −0.05 0.26 *** −0.19 *** 表1. 各主要变量间的相关 注： *** 代表0.001水平显著 Table 2 The moderator effect of age on peer’s prosocial behavior and children’s prosocial behavior (Hierarchical Regression analysis 步骤 预测变量 β t p ΔR² ΔF 第一步 性别 0.196 3.789 0.000 0.039 14.353 *** 第二步 性别 0.153 2.924 0.004 0.041 7.830 *** 年龄 0.012 0.242 0.809 友伴亲社会 0.205 3.943 0.000 第三步 性别 0.147 2.808 0.005 0.005 1.855 年龄 0.015 0.291 0.771 友伴亲社会 0.206 3.967 0.000 友伴亲社会 × 年龄 −0.069 −1.362 0.174 表2. 年龄在友伴亲社会行为和儿童亲社会行为的调节作用(分层回归分析) 注： *** 代表0.001水平显著 Table 3 The moderator effect of age on peer’s aggressive behavior and children’s aggressive behavior (Hierarchical Regression analysis 步骤 预测变量 β t p ΔR² ΔF 第一步 性别 −0.352 −7.108 0.000 0.124 50.519 *** 第二步 性别 −0.297 −4.975 0.000 0.007 1.336 年龄 0.012 0.233 0.816 友伴攻击性 0.098 1.644 0.101 第三步 性别 −0.295 −4.944 0.000 0.000 0.144 年龄 0.011 0.229 0.819 友伴攻击性 0.099 1.658 0.098 友伴攻击性×年龄 −0.019 −0.379 0.705 表3. 年龄在友伴攻击性行为和儿童攻击性行为的调节作用(分层回归分析) 注： *** 代表0.001水平显著 考察了小学儿童与友伴在社会行为上的相似性。结果发现在控制了性别变量之后，小学儿童与友伴在亲社会行为上存在显著的正相关，而在攻击行为上相关不显著。通过分层回归证明了友伴亲社会行为能够有效预测儿童自己的亲社会行为，并且发现了小学儿童与友伴在亲社会行为上的相似性没有年龄差异。同时结果表明友伴攻击性行为无法预测小学儿童的攻击性行为。这些结果说明小学儿童与友伴在社会行为上的相似性受社会行为类型的调节，在亲社会行为上存在相似性，而在攻击行为上相似性不明显。 为什么行为类型会影响小学儿童与友伴在社会行为上的相似性呢？研究认为权威(如父母、老师等)对于不同社会行为的价值判断是其中重要的一个原因。父母和老师对亲社会行为会有积极的态度和评价，而对攻击行为则是消极的态度和评价。研究者普遍认为儿童与友伴之间的相似性是经由自我选择(self-selection)和同伴社会化(peer socialization)这两个过程所造成的  (Ellis & Zarbatany， 2007; Kandel， 1978) 。自我选择指的是儿童选择与自己有共同特点的人一起进行互动，并以此建立友谊。同伴社会化指的是友谊关系建立之后，友伴之间频繁互动、互相影响，随着时间的变化，友伴之间的行为等特点变得更加的相似。而在自我选择和同伴社会化的过程中，父母和老师的价值判断都会对儿童与友伴在社会行为上的相似性产生影响。 首先，父母和老师的价值判断会影响儿童对友伴的自我选择。Paterson和Sanson的研究表明，父母的教养方式可以预测儿童在未来的社会交往技巧，其中就包括父母的积极关注和监督可以促进儿童与同伴的积极交往  (Paterson & Sanson， 1999) 。同时在学校背景下，师生交往是一种重要的社会历程，这对于儿童的学业以及与同伴相处的社交方式都起到了重要作用。通过这种交往，教师在课堂无形中就影响了儿童的同伴行为，主要通过师生交往的模式和反馈，教师通过这种方法间接促进孩子的同伴经验  (Hamre & Pianta， 2007; Luckner & Pianta， 2011) 。父母和老师会要求儿童选择有亲社会行为表现的人做友伴，而不要选择有攻击行为表现的人。使得儿童选择与自己相似的人做友伴时，会以对方在亲社会行为上的相似性为标准，而不是以在攻击行为上的相似性为标准。其次，父母和老师的价值判断也会影响儿童的同伴社会化。父母和教师对亲社会行为抱有积极的态度和评价，因此他们会引导和鼓励儿童去模仿和学习友伴的亲社会行为。而父母和教师对攻击行为的态度和评价则是消极的，他们会阻止和纠正儿童对友伴攻击行为的模仿和学习。因此父母和老师对不同社会行为的价值判断通过对儿童自我选择和同伴社会化这两个过程的影响，使得儿童和友伴在亲社会行为上存在明显的相似，而在攻击行为上的相似性不明显。 4.2. 实验的价值与研究展望 友伴相似性假设(Homophily Hypothesis)指出，通过自我选择和同伴社会化这两个过程，儿童与友伴的态度和行为不断趋于相似  (Ellis & Zarbatany， 2007; Kandel， 1978) 。而实验的结果对相似性假说做了进一步补充和完善。研究发现小学儿童与友伴在社会行为上的相似性受社会行为类型的调节。在友伴的自我选择和同伴社会化的过程中，小学儿童的社会行为并非不加选择地与友伴趋于相似，而会受到社会行为类型的重要影响。儿童与友伴交往过程中，更倾向于互相学习和模仿具有积极评价的亲社会行为，而较少去学习和模仿具有消极评价的攻击行为，呈现了“近朱者赤，近墨者未必黑”的现象。这一结果也提示父母和老师，在小学阶段不用过于担心孩子由于与有不良行为的伙伴交往而沾染相似的不良行为。而应该更加注意帮助孩子对具体的社会行为形成正确的价值判断，引导和鼓励孩子去模仿和学习友伴的亲社会行为，阻止和纠正孩子对友伴不良行为的模仿和学习。 以往研究表明13~18岁青少年与友伴不仅在亲社会行为上，在问题行为(如酗酒、违规)上也存在明显的相似性  (Knecht et al.，2010；方晓义，1997) 。对比实验的结果，可以看出儿童与友伴在问题行为上的相似性似乎存在年龄上的差异。在儿童期，问题行为的相似性不明显；而到了青春期，问题行为的相似性变得明显起来。今后的研究需要进一步考察问题行为相似性的年龄发展趋势，并探讨造成年龄差异的原因。
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user: 摘 要 “天使”与“肚脐”这两个意象在米兰•昆德拉2014年的最新之作《庆祝无意义》中频繁出现。“天使”联系到的是夏尔的母亲，而“肚脐”引发的是阿兰对其母亲的回忆。但昆德拉借这两个意象向我们展示的却是两个完全相反的法国女性形象：温顺善良与勇敢独立。本文试从“天使”与“肚脐”的角度出发来探讨其隐喻之下的法国女性形象，从而对女性身份地位与思想的变化做出思考。 关键词 :米兰•昆德拉，《庆祝无意义》，天使，肚脐，法国女性形象
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user: 1. 引言 《庆祝无意义》作为米兰·昆德拉2014年的最新之作，通过短短的七部分内容，以一种看似戏谑实则严肃的口吻向我们揭示了生存的本质：无意义。虽篇幅有限，但所容之量却令人惊叹。性爱、政治、存在等主题无一不令人深思。其中，“天使”与“肚脐”这两个意象在小说中频繁出现。“天使”联系到的是夏尔的母亲，而“肚脐”引发的是阿兰对其母亲的回忆。那么它们与女性有着怎样的联系？隐喻之下的深刻含义是什么？昆德拉借这两个意象向我们展示的法国女性形象又是什么样的？本文试从“天使”与“肚脐”的角度出发来探讨其所呈现的法国女性形象。
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user: 2. “天使”“肚脐”与“天使”的诞生 2.1. “天使”与“肚脐” 小说的开篇便是“阿兰对着肚脐出神”，他迷惑：如果一个男人或一个时代在“人体中央肚脐上看到女人的诱惑中心”( [ 1 ] ， p. 4)，这该如何定义其情色？阿兰之所以重复地、固执地思考着这个问题，是因为“肚脐引发他心中一个遥远的回忆：他与母亲的最后一次见面”( [ 1 ] ， p. 39)。阿兰的母亲在他出生几个月后，便离开了阿兰与其丈夫。十岁是阿兰最后一次见到母亲的时候，也是他第一次感到肚脐的神秘。肚脐本是胎儿出生后，脐带脱落留下的疤痕。胎儿生前通过其从母体中获取营养。对于阿兰而言，肚脐是母亲离开后，连接他与母亲的最后一所桥梁。但这只是肚脐所代表的表面意象。肚脐既然连接的是母亲与胎儿，其在本质上象征的便是性与生育。昆德拉在小说中也提到“它代表了一切情色欲念的唯一意义、唯一目标、唯一未来”( [ 1 ] ， p. 121)，即孕育胎儿。所以说，在新的千禧年中，“我们将在肚脐的标志下生活。在这个标志下，我们大家一个个都是性的士兵”( [ 1 ] ， p. 121)。 在《庆祝无意义》中“天使”这个词第一次被提到是阿兰用来描述夏尔的母亲：“她在驴子与天使中间”( [ 1 ] ， p. 50)。“天使”本意指宗教生物，是上帝的使者，代表善良、圣洁与美好。生活中我们用“天使”来形容那些善良与慈爱、纯洁与无私的人。正如小说中描述的那样，“根据大家在感谢一个人的好意时总是说‘您是一位天使’”( [ 1 ] ， p. 51)。 但是，昆德拉通过“天使”与“肚脐”向我们传达的意思并没有那么简单。小说中“天使”联系到的是夏尔的母亲，而“肚脐”引发的是阿兰对其母亲的回忆。为什么“天使”与“肚脐”会与女性产生关系？而且还是两位截然不同的女性？ 2.2. “天使”的诞生 在法国，19世纪由于工业化的发展，工厂制的确立，家庭不再是生产单位。家，作为私人领地，在充满残酷竞争的资本主义社会中，成为男人经历了一天的辛苦工作后唯一的避风港。这时，便需要一位温顺、优雅、体贴的妻子出现，可以把家布置的温馨舒适，使身心俱疲的丈夫可以感到幸福满足。因为这对于任何一个“正派的男人”来说，当他在完成了一天的疲惫工作后，能够“回到家中重新看到妻子、儿女、房间和炉火，在这个亲切温暖的家庭环境中舒适地休息”，这时这个“男人除了他自己、他的情感和幸福外，什么都不再想了”( [ 2 ] ， p. 461)。 资产阶级需要有一位能够良好管理“家”这个私人领地的角色，于是“家庭天使”的形象应运而生。整个社会对女性的要求与希望便是她们可以成为完美的家庭主妇，养育子女，照顾丈夫的饮食起居，将家里的一切安排的舒适妥当。小说中夏尔的母亲便是这样一个形象，一位典型的“家庭天使”。陪伴她的是“生病的动物与年老的农民”( [ 1 ] ， p. 50)。即使自己“走路已经不方便了”( [ 1 ] ， p. 50)，但是她还要照顾比她还老的兄弟以及家畜，承担社会期望的责任。
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user: 4. 结论 “天使”象征着美丽与纯洁、温柔与善良、优雅与温顺的典型的家庭妇女形象，是社会对女性的要求。可是光鲜外表之下的女人却只是男人的玩物与附庸。她们被限制在家庭这个有限的空间内，恪守自己作为妻子与母亲的职责，完全没有自己独立的人格与思想。昆德拉在《庆祝无意义》这部小说中刻意提到“天使”，并用“天使堕落”来暗指这种传统妇女形象即将消亡。他用无性别的天使来提醒我们，女人不是生育的机器，她们有自己的意识、选择权和决定权。不应该也没有必要为了家庭而牺牲自己的一切，做一个只供男人把玩与欣赏的物品。 以阿兰母亲为代表的法国女性已逐渐抛弃“天使”所强加给女性的“光环”，她们追求与男子平等的权利，享受应有的自由。确实，法国女性经过这数个世纪的斗争与努力，取得了应有的权利，不仅经济独立而且情感和精神独立。她们不再是生儿育女的工具，可以有权决定自己的生育。2015年1月17日，在法国巴黎，法国女权运动者们还组织游行来纪念堕胎合法化40周年。虽然离男女完全平等的社会还有一定的距离，但是女性们正在一步步朝她们所期盼的目标努力。
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user: 摘 要 本文以毛果杨(Populus trichocarpa)和蛋白质名称为关键词，基于BioPerl设计了下载毛果杨家族蛋白质序列的程序。此程序为构建毛果杨蛋白质二次数据库奠定了基础，也为以毛果杨蛋白质为研究对象的研究人员提供了一个方便快捷精确获取毛果杨蛋白质序列的手段。 关键词 :毛果杨，蛋白质，蛋白质序列，BioPerl
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user: 1. 引言 蛋白质是一切生命的物质基础，是生理功能的执行者，是生命现象的直接体现者，对蛋白质结构和功能的研究将直接阐明生命在生理或病理条件下的变化机制。随着人类基因组计划的完成，生命科学研究已进入了后基因组时代。在这个时代，拟南芥(Arabidopsis thaliana)、水稻(Oryza sativa)和毛果杨(Populus trichocarpa)等植物全基因组序列的测定以及基因组学的深入研究已经完成，而植物蛋白质组学研究已成为后基因组时代的热点之一，因此也产生了海量的生物数据 [ 1 ] - [ 6 ] 。面对这些数据，以往都是通过数据库手动搜索，还要对多余信息去除后才能下载到所需的蛋白质序列，在信息量大、资源繁杂的数据库面前，研究者在获取自己所需要的蛋白质序列时往往要耗费大量的时间 [ 7 ] [ 8 ] 。在基于BioPerl的生物信息数据下载研究方面，相对草本、农作物等其他植物，木本植物的下载研究还未见报道；相对基因序列，蛋白质序列的下载研究极少见报道 [ 9 ] - [ 12 ] 。针对这一问题，为让林学研究者利用程序获得自己所需的木本植物蛋白质序列，本文基于BioPerl设计了精确下载毛果杨蛋白质序列的程序，并以毛果杨的组蛋白去乙酰化酶HDAC [ 13 ] 和铵转运蛋白AMT [ 9 ] 为例进行说明。 由于杨树基因组相对较小、且具有周期短、生长快、遗传转化容易等特点，近年来已成为木本植物中的模式物种，由美国橡树岭国家实验室和能源部联合基因组研究所领导的一个联合研究组已于2006年完成属于白杨派的毛果杨(Populus trichocarpa)的基因组草图。组蛋白去乙酰化酶HDAC和铵转运蛋白AMT的研究主要集中在拟南芥、水稻等草本植物中，而对木本植物中的研究相对较少。对组蛋白去乙酰化酶HDAC和铵转运蛋白AMT的研究大多是基于杨树基因数据库(Populus trichocarpa)完成的，杨树基因数据库以更新到3.0版本(Populus trichocarpa v3.0)。
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user: 2. 程序方法设计 2.1. 程序运行环境 程序环境：Windows7+ActivePerl 5.20.2 Build+BioPerl 1.6.9，安装配置参照BioPerl网站中Installing BioPerl on Windows文件 [ 14 ] ，文件中提到了三种安装方法：1) GUI图形界面安装；2) PPM命令安装；3) 利用CPAN或者手动安装。 第一种方法操作简单，但是打开界面速度慢，容易死机，而且所给的安装网页也都不是最新版本；第二种PPM命令行安装，首先要确保有PPM-Repositories模块，这里安装也都不是最新版本；所以我们选择第三种安装方式，利用CPAN安装，既可以获得最新版本，又可以选择安装的依赖关系。 在安装bioperl前，首先要确定Perl是否安装成功。检验安装成功后，就可以安装bioperl了：1) 打开命令窗口，输入cpan，安装MinGW包；2) 输入d /bioperl/，出现可安装的版本和模块；3) 输入force install CJFIELDS/BioPerl-1.6.924.gz，等待系统下载安装，安装完成后可输入perldoc Bio::SeqIO检验BioPerl是否安装成功；4) Bioperl-DB、bioperl-network、bioperl-run模块安装与bioperl安装一样，一般我们所需要安装的就是这4个模块，还可以根据自己的需要进行其他模块的安装，方法是一样的。 2.2. 程序设计 程序设计流程图如图1。程序先根据我们给定的关键词进入GenBank数据库，读取数据库中的序列条目(genbank entry)，每次读取一个序列(next_seq)，取得序列成功后程序指向序列的FEATURES部分(get_SeqFeatures)，并对其进行判断解析以确定是否满足条件。执行完条件判断后，满足条件的就将此序列下载下来，并打印其display_id，不满足条件的就读取下一条序列，如此反复循环，最终将所有符合条件的毛果杨HDAC蛋白家族序列下载下来。图中虚线框部分可以替换，以适应不同需求的蛋白质序列的获取。 2.3. 毛果杨HDAC家族蛋白质序列的获取 第一步是根据毛果杨和蛋白质名称这两个关键词来检索毛果杨蛋白质序列条目。 第二步是利用毛果杨蛋白质产物中“family”来匹配上一步检索的序列是否符合条件，如果成功匹配就将其下载下来，并以其“accession号”来命名序列文件，匹配不成功就再次读取序列条目进入循环，直到匹配成功，最后完成精确下载毛果杨蛋白质家族序列的任务。如图2所示，是程序下载毛果杨HDAC家族蛋白质的核心代码。
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user: 3. 程序运行结果与分析 3.1. 程序运行结果 打开cmd，将此程序在命令符中运行，执行perl脚本，等待一会儿后，毛果杨HDAC家族蛋白质数据便成功下载到本地文件中，以其“accession”编号命名序列文件。将程序中关键词HDAC换成AMT，程序就可以实现下载毛果杨AMT家族蛋白质序列。此程序实现了精确远程下载毛果杨蛋白质序列。如图3、图4所示，是程序运行结果。 程序将下载到的蛋白质序列保存到所运行代码目录下，并以蛋白质“accession”编号命名保存每条蛋白质序列信息，文件格式保存为genbank。用记事本打开.gbk文件，可以获取蛋白质的一些基本信息，比如：序列名称(LOCUS)，序列简单说明(DEFINITION)，序列编号(ACCESSION)，序列版本号(VERSION)，与序列相关的关键词(KEYWORDS)，序列来源的物种名(SOURCE)，文献(REFERENCE)，特性表(FEATURES)，碱基组成(BASE COUNT)及碱基排列顺序(ORIGIN)等。 3.2. 程序运行结果分析 在NCBI中输入毛果杨和HDAC这两个关键词检索蛋白质，最后检索出来45条结果，输入毛果杨和AMT这两个关键词检索出14条结果，这些数据量相对较少，可以一个一个进行筛选，去除不需要的假定蛋白质，找到所需的家族蛋白质。但要是数据量大的情况下，在一个一个的筛选将要耗费大量的时间和精力，而且准确率也不能保证。 如果将关键词中的Populus trichocarpa写成populus，在NCBI中检索出来的将会分别有196条和102条结果，其中包含很多假定蛋白和预测蛋白，甚至有其他物种的预测蛋白，这显然不是研究者所想要的。而将程序关键词中的Populus trichocarpa换成populus，最后下载保存得到的结果与之前是一样的，这表明程序循环语句中的标签匹配是可以达到精确下载蛋白质序列的，这与研究的目的相符。 图1. 程序流程图 图2. 程序核心代码 图3. HDAC.pl脚本程序运行结果 图4. AMT.pl脚本程序运行结果 蛋白质序列下载可以根据研究需求的不同保存为不同格式的文件。若只需要提取蛋白质序列进行序列分析功能研究，可以保存为FASTA格式，这是一种基于文本用于表示核苷酸序列或氨基酸序列的格式。在这种格式中碱基对或氨基酸用单个字母来编码，且允许在序列前添加序列名及注释。若需蛋白质的详细信息，GENBANK格式则是首选，序列文件的基本单位是序列条目，包括核甘酸碱基排列顺序和注释两部分。也可保存为EMBL、PIR等格式。
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user: 4. 结论与讨论 程序运用了两个例子进行了验证，又分别与在NCBI中检索出来的结果进行了分析对比，相比较之下Perl程序的蛋白质序列智能精确下载远远优于在NCBI中检索下载，这与许多之前研究的基因序列批量下载，或者说是基因序列精确下载是大不相同的。 1) 本文实现了从NCBI中精确下载毛果杨蛋白质序列。程序设计中，在程序流程图中画虚线框部分可以根据需求进行更换，这提高了程序的应用性。 2) 程序改变了以往通过数据库手动搜索，还要对多余信息去除后才能下载到所需的蛋白质序列的格局，大大提高了研究者的效率。 3) 程序也为构建毛果杨蛋白质二次数据库奠定了基础，但想要为以毛果杨蛋白质为研究对象的研究人员提供了一个方便快捷的研究平台还需要进一步的研究探索。 4) 本研究中程序关键词的更改只能在程序脚本中实现，这为不同蛋白质的精确下载带来了不便，因此下一步的研究就是程序图形界面，以方便今后不同蛋白质的精确下载。
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user: 摘 要 电力电缆在输配电线路中至关重要，经常会因各种故障导致电缆接头温度升高，从而导致电缆过热、绝缘老化等危害的发生。因此，对电缆接头温度监测十分重要。所以，本文从环网柜电缆接头运行的环境温度、电缆接头温升速率等方面，提出了一种电力电缆接头温度在线监测方法，可更准确的实现对电缆接头温度的实时在线监测及故障告警。 关键词 :环网柜电力电缆接头，环境温度，温升速率，在线监测
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user: 1. 引言 电力电缆以其经久耐用、占地少、可在各种场合下敷设的优点，在电力系统输配电中得到广泛应用。然而，环网柜其内部电缆接头由于各种原因很容易发热，发热程度将会影响环网柜自身运行乃至整个电网的运行安全。电缆接头温度过高会发生严重氧化，使得电缆使用寿命骤减；引起电缆接头爆炸、绝缘击穿、燃烧等危害，造成大规模停电及火灾事故。为了实现对电缆接头的实时在线监测及告警，需要增加温度传感器对电缆接头的实时温度监测。 如今，国内对电缆接头进行温度监测的方法很多。主要有粘贴测温蜡片法、柜外红外成像法、柜外红外测温法、接触式传感测温法、光纤表贴测温法、柜内红外测温法等 [ 1 ] - [ 3 ] 。然而，这些方法只是针对电缆接头的绝对温度进行实时在线监测，凭借测得的电缆接头绝对温度来间接判断电缆接头的老化程度、绝缘击穿程度、电流负荷大小和即将发生的安全隐患等。如果测得的电缆接头绝对温度值超过设定温度报警上限值而产生报警信号，这种判断方法本身是不可靠的，会带来一些误报警和不报警问题 [ 4 ] [ 5 ] 。产生这些误报警或不报警的原因是未考虑两个重要的影响量：一是电缆接头所处的环境温度；二是电缆接头本身及环境温度的上升速率。 因而，本文针对电缆接头运行的环境温度、电缆接头温升速率相关量对温度的影响，提出了电力电缆接头在线监测方法，该方法可对电缆接头温度进行实时在线监测。
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user: 2. 电缆接头温度在线监测方法分析 本论文提出一种环网柜电缆接头温度在线监测方法，针对目前环网柜电缆接头温度监测方法及判据存在的问题，根据环网柜及电缆接头实际的运行情况，采取对电缆接头温度监测、环网柜内环境温度监测以及电缆接头和环境温度上升速率相结合的智能温度监测方法，综合对环网柜电力电缆接头的温度进行在线监测。即提出一种通过把相对温度及相对温升速率作为电缆接头在线监测的新方法，其新方法如图1所示。 通过柜内红外测温法对环网柜内电缆接头的绝对温度进行温度实时在线监测；测温范围是−30℃~+275℃，精度为0.1℃，温度响应时间为小于1秒。通过安装于环网柜内的温度传感器对环网柜内的环境温度进行实时在线监测；测量温度范围为−45℃~+275℃，精度为0.1℃，温度响应时间为小于1秒。实时将测得的电缆接头绝对温度和环境绝对温度实时传入温度监控终端。温度监控终端获得同一时间的两个温度，进行温度比较，获得电力电缆接头的相对温度。 图1. 电缆接头温度在线监测方法及判据 温度监控终端一方面对电力电缆接头的前600个(10分钟内，可设置)绝对温度进行比较、计算、分析，得出电缆接头的绝对温升速率。另一方面对环境温度的前600个(10分钟内，可设置)绝对温度进行比较、计算、分析，得出环境绝对温升速率；将电缆接头的前600个(10分钟内，可设置)相对温度进行比较计算，得出电缆接头的相对温升速率v1；将计算获得的前600个(10分钟内，可设置)环境绝对温升速率和电缆接头绝对温升速率进行比较计算，得出电缆接头相对温升速率v2。计算得出的电缆接头相对温升速率v1和相对温升速率v2的补偿、校验后，得到实际的电缆相对温升速率v0。将电缆接头的相对温度值、相对温升速率值进行合理的判据分析，可以更为可靠的对环网柜电力电缆接头的实时在线监测及预警。 同时，可根据温度情况控制降温风扇或加热电阻；甚至必要时采取对环网柜进行分合闸控制，以提高设备的安全运行和供电的可靠性。
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user: 3. 电缆接头温度在线监控系统总体架构 如图2所示的为环网柜电缆接头温度在线监测系统总体架构图，主要由温度监控终端、通信网络和监控主站系统组成。温度监控终端一方面将所得的实时数据或报警信号通过无线或光纤通信方式传给主站，实现远程实时在线监测；另一方面接受主站的各种遥控及遥调命令，对环网柜内温度进行控制及对温度告警限值进行设定。
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user: 4. 电缆接头温度监控终端 如图3所示为环网柜电缆接头温度监控终端硬件原理图，CPU (Central Processing Unit)采用型号为STM32f407VG的DSC芯片，芯片的内部资源很多，存储容量大，价格便宜，同时ARM芯片有无线通信接口、以太网通信接口，也能产生PWM波，能快速处理和输出模拟量、数字量、控制信号、报警信号等。对控制信号、报警信号输出增加TLP112光耦隔离，保证输出信号的稳定性和抗干扰性。采取宏 图2. 电缆接头在线温度监测总体结构图 图3. 电缆接头温度在线监控终端硬件结构图 电H7710系列的通信模块，监控终端既能通过GPRS通信方式与主站之间交换数据，又能通过GSM通信方式把报警信号发送给用户手机。同时具有RS232/RS485当地通信及维护接口 [ 6 ] 。
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user: 5. 案例验证 环网柜电力电缆接头温度在线监测方法及所研制的产品及系统首次应用于国网吉林省电力有限公司白山供电公司江源变电站，变电站内12回环网柜电力电缆出线，每回电力电缆A，B，C三个电缆接头，共安装36个电缆接头绝对温度测量传感器，安装36个环境温度测量传感器，安装12个电缆接头温度监测终端，一套主站系统及相应的网络和电源附件等。这套系统经过半年的运行，共报警13次，误报警0次，很好的解决了以前仅靠绝对温度来判断电缆接头绝缘情况的误报警问题，具有很强的实用价值及推广价值。
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user: 6. 结论 本论文针对目前对电缆接头温度在线监测方法上的不足，提出了一种新的电缆接头温度在线监测方法，能弥补目前对电缆接头温度在线监测方法上的不足。本方法具有很强的实用性，可以促进环网柜的智能化水平、提高环网柜运行的安全性、增加供电的可靠性，有助于智能配电网的发展。
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user: 摘 要 随着大规模风电并网容量的快速增加，机组的调峰容量已经满足不了不断增大的调峰需求，弃风愈加严重，风电功率送出受到了严重的制约。提高电网调峰裕度成为当前亟待研究和解决的问题。本文基于大规模风电接入电网，首先对大规模风电并网对系统调峰裕度的影响进行了分析，然后对高载能负荷的调节特性及其参与调峰的可行性进行了研究，在此基础上，研究了高载能负荷参与调节对调峰裕度的影响。最后以实例进行了仿真计算分析，验证了高载能负荷参与调节可显著增大系统调峰裕度。 关键词 :风电，高载能负荷，调峰裕度
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user: 1. 引言 由于风电具有随机性、波动性的特点，大规模风电接入电网后增大了系统等效负荷峰谷差，原有常规电源调峰裕度明显不足，导致电力系统调峰困难，弃风情况严重。 高载能负荷用电量大并具有一定的用电“弹性”，可更改用电时间和负荷大小。对于由风电波动引起的等值负荷峰谷差的增大，高载能负荷可以参与调峰，进行响应调节，提高电力系统调峰裕度。 目前，国内外学者针对风电并网系统调峰问题做了大量的研究。文献 [ 1 ] 分析了风电并网系统的负调峰问题，提出了计算常规机组负调峰容量极限的模型和方法。文献 [ 2 ] 从常规机组调峰容量和机组爬坡能力两个角度出发，研究了系统应对风电波动的低谷调峰能力。文献 [ 3 ] 对酒泉风电基地实际运行数据进行分析，提出了建设一定规模的火电基地，并在酒泉地区将其电能以特高压直流的方式外送，以达到提高酒泉风电基地调频调峰能力的目的。 国内外学者对高载能负荷的研究多注重其对新能源的消纳能力，文献 [ 4 ] 以最大化风电消纳能力为目标，协调各用户峰谷时段，建立了适应高载能用户错峰风谷电价决策模型。文献 [ 5 ] 充分考虑断面功率约束和负荷可匹配上调容量约束，计及负荷参与程度，建立了高载能负荷参与电网消纳风电的三阶段统计模型和预评估的定量计算方法。文献 [ 6 ] 研究了高载能负荷与常规电源协调运行对风电消纳的影响机理，建立了以风电消纳量最大和系统运行成本最小为目标的源荷协调多目标优化模型。对于大规模风电接入后高载能负荷参与调节对电网调峰裕度影响的研究较少。 本文在大规模风电接入电网的条件下，研究了常规机组调峰能力和高载能负荷的可调节特性，并对高载能负荷参与调节的方式进行了分析。通过计算高载能负荷参与调节前后调峰裕度，量化了高载能负荷对电网调峰裕度的影响。最后采用IEEE-RTS 32机系统进行仿真计算，验证了高载能负荷参与调节可显著提高系统调峰裕度。
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user: 2. 大规模风电并网对系统调峰裕度的影响 2.1. 常规电源的调峰能力 常规火电机组启停周期长，不宜频繁启动。且火电机组出力调节范围受额定容量和最小技术出力限制，其数学模型如下： (1) 式中， 为火电机组 在时刻 的出力， 和 分别为火电机组 出力的安全调节下限和出力上限。 考虑机组的爬坡率约束： (2) 式中， 和 分别为火电机组的下降出力限制和上升出力限制。其中，燃气火电机组的下降出力限制为零。 系统的调峰容量为： (3) 式中， ，其中 表示第 台发电机在时刻 的状态， 时，表示第 台发电机在时刻 没有参与发电， 时，表示第 台发电机在时刻 参与了发电； 与 分别为用 维列向量表示的各台机组的出力的安全调节下限和出力上限， ， 。 2.2. 风电并网对系统调峰裕度的影响 将风电出力视为负的负荷，大规模风电接入后，风电的随机性和波动性将使等效负荷峰谷差增加，其典型日曲线如图1所示。 由图1可以看出，风电接入系统前，系统的负荷峰谷差为 。风电接入后，等效负荷峰谷差为 ， ，说明风电接入后增大了系统的负荷峰谷差。 风电并网对系统调峰裕度的影响如图2所示。 以等效负荷低谷时段为例，当风电出力为0时，系统调峰裕度为： (4) 式中， 为最小负荷。 从图中可以看出， ，即常规机组的调峰容量满足调峰需求。 当风电并网容量由图中风电出力I增加到风电出力II时，若常规电源的调峰能力不变，调峰裕度将减小： (5) 其中： (6) 式中， 和 分别对应风电出力I和风电出力II时的调峰裕度，图中情况 和 均为负值； 和 分别为风电出力I和风电出力II所对应的等效最小负荷。 由此可以看出，大规模风电并网后，减小了系统调峰裕度，增加了电网的调峰压力。建设一定规模的火电基地和挖掘火电机组深度调峰能力能够有效缓解由大规模风电并网引起的调峰问题，但大规模风电基地一般自然环境比较恶劣，煤和水资源匮乏，不具备常规电源建设和运行的特点。因此，寻找能够有效提高系统调峰裕度的新途径至关重要。 图1. 风电的反调峰特性示意图 图2. 风电并网对系统调峰裕度影响示意图
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user: 3. 高载能负荷调节特性的分析 高载能负荷具有良好的可中断和可调节特性，如果能参与系统调峰，则可中断负荷的可中断时长和可中断容量、可连续调节负荷的可调节容量及调节速度即爬坡率是可参与调节的重要指标。 3.1. 可中断负荷调节特性分析 在电网需要时，可中断负荷能够在指定时间中断指定容量的负荷，也可在另外的时间继续用电，可中断负荷的调节特性曲线如图3所示。 可中断负荷原本在额定功率 下运行，接受电网中断指令后，在 时刻中断部分负荷至 ，在时刻 恢复额定负荷生产。考虑到负荷中断对企业生产效益和其它工艺流程的影响，中断容量 有所限制： 图3. 可中断负荷的调节特性曲线 (7) 式中， 为可中断负荷的最大可中断容量。 中断持续时间 也不得超过规定的最大值： (8) 式中， 为可中断负荷的最大可中断时间。 3.2.可连续调节负荷调节特性分析 可连续调节负荷主要是指高载能负荷中的自备电厂，与常规机组类似，可连续调节负荷出力 能连续调节，其范围受调节容量上下限限制： (9) 式中， 和 为可连续调节负荷的可连续调节下限和上限。 负荷爬坡率限制： (10) 式中， 为可连续调节负荷的最大爬坡率。
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user: 4. 高载能负荷参与调节对调峰裕度的影响 4.1. 可中断负荷参与调节对调峰裕度的影响 由2.1节所分析的可中断负荷调节特性可知，在电网需要时，采用可中断负荷参与调节，如图4所示。 图中曲线I为未计入风电出力的负荷曲线，曲线II为计入风电出力后的等效负荷曲线，等效负荷峰谷差为 。当机组最大出力 不能满足等效负荷最大值 时，在 时刻开始中断部分负荷容量 ，中断容量须满足式(7)，中断时间 满足式(8)。图中第二个等效负荷高峰缺电时段也采用可中断负荷调节，中断容量和中断时间也需满足要求。可中断负荷调节前的调峰裕度为： (11) 可中断负荷调节后的调峰裕度变为： (12) 其中 ，所以 ，因此，可中断负荷参与调节后提高了系统的调峰裕度。 4.2. 可连续调节负荷参与调节对调峰裕度的影响 由2.2节所分析的可连续调节负荷调节特性可知，可连续调节负荷在负荷高峰和负荷低谷时段机组调峰能力不足时均可参与系统调节，如图5所示。 在等效负荷低谷时段，当机组的安全调节下限大于最小等效负荷时，使可连续调节负荷按照其爬坡率要求逐渐增加功率，并且最大功率要小于其调节容量上限。在等效负荷高峰缺电时段，使可连续调节负荷按照其爬坡率要求逐渐减少功率，并且最小功率要大于其调节容量下限。可连续调节负荷调节前的调峰裕度仍由式(11)得到，可连续调节负荷调节后的调峰裕度变为： (13) 其中 ，所以 ，因此，可连续调节负荷参与调节后提高了系统的调峰裕度。