DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 材料与方法 2.1. 试验材料 2.1.1. 原水采集方案 根据评价要求，按GB/T 14581-93《水质 湖泊和水库采样技术指导》方法，在丹江口水库设置6个采样点：分别为陶岔3个点，坝前3个点，每个采样点水样为深度综合样，即在同一垂直线上，从表层到沉积层之间，不连续地采集3个样品，经混合后所得的样品；在密云水库设置9个采样点：密云进水口3个点、库中3个点和水源九厂取水口3个点，每个采样点水样为深度综合样，即在同一垂直线上，从表层到沉积层之间，不连续地采集3个样品，经混合后所得的样品。 2.1.2. 两库原水混合方案 根据南水北调中线工程调水方案，从2014年到2019年将逐年向密云水库调水3~ 4 亿m 3 ，共计约17.9亿m 3 。密云水库原有库存约10亿m 3 ，到2019年将达到防洪限制水位152.0 m，按此调水方案确定混合比例，分别(丹江口水库水体：密云水库水体)是1:2、1:1和2:1，进行3组混合试验。 根据水质测试次数和每个检测指标一次测试所需水样量，每个混合水样配制4 L。水样配制完毕后，将配制的水样轮流放置在恒温水浴振荡器上摇匀30 min，之后静置1小时，此时水温与实验室内温度基本一致，保持在 20 ℃ 。 2.2. 试验方法 根据评价目的，对丹江口水库和密云水库(以下简称“两库”)原水及两库原水混合水样进行检测，指标包括pH、色度、矿化度、高锰酸盐指数、总硬度、酸度、总碱度、碳酸盐、重碳酸盐、氨氮、总磷、总氮、氯化物、氟化物、硫酸盐、钾、钠、钙、镁、硝酸盐、硫化物等共计21项，各项指标检测方法 [ 3 ] 见表1。 Table 1 Testing methods for conventional physical and chemical indicators of water quality in the two reservoir 序号 项目 检测方法及标准 序号 项目 检测方法及标准 1 pH值 水质pH值的测定玻璃电极法 12 钾 水质-钾和钠的测定火焰原子吸收分光光度法 2 色度 水质色度的测定 13 钠 3 矿化度 矿化度的测定(重量法) 14 钙 水质钙和镁的测定原子吸收分光光度法 4 总硬度 水质钙和镁总量的测定EDTA滴定法 15 镁 5 高锰酸盐指数 水质高锰酸盐指数的测定 16 硫化物 水质硫化物的测定亚甲基蓝分光光度法 6 氨氮 水质氨氮的测定纳氏试剂分光光度法 17 硝酸盐 硝酸盐氮的测定(紫外分光光度法) 7 总磷 水质总磷的测定钼酸铵分光光度法 18 酸度 酸度的测定(碱滴定法) 8 总氮 水质总氮的测定碱性过硫酸钾消解紫外分光法 19 碳酸盐 酸碱指示剂滴定法 9 氟化物 水中无机阴离子的测定(离子色谱法) 20 重碳酸盐 酸碱指示剂滴定法 10 氯化物 21 总碱度 酸碱指示剂滴定法 11 硫酸盐 表1. 两库水质常规理化指标检测方法
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user: 4. 结论 南水北调中线工程的顺利实施，解决了沿线多数地区用水短缺、水质差等重大难题，并对涵养地下水资源保护生态环境意义深远。但是如何保障受水地区供水水质，更好地保障人民的饮用水健康成为现在的重要工作。通过本项目研究，丹江口水库、密云水库水体混合试验表现出了较为鲜明的物理混合特征，水体混合后未发现沉淀絮凝现象，混合水体各项水质指标满足饮用水源地水质要求；丹江口水库、密云水库混合水样对供水管网腐蚀性预测评价研究表明，碱度、pH值、溶解氧、余氯不会对供水管网腐蚀性产生不利影响，而混合水体用于衡量氯离子、硫酸根离子腐蚀性的拉森指数值相较于密云水库源水有所降低，在一定程度上降低了密云水库源水对供水管网的腐蚀性，不会对供水水质造成影响。
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user: 摘要 为了考察心理适应与务工流动老人长期居留意愿的关系及剩余生活成本的调节作用，本文选用2017年卫计委全国流动人口数据，筛选60周岁以上务工的流动老人928人。结果表明：1) 在城镇户籍务工流动老人心理适应的三个维度中，身份认同与长期居留意愿呈显著正相关(r = 0.32 ** )，行为习惯和歧视知觉与长期居留意愿相关不显著；农村户籍的务工流动老人身份认同(r = 0.348 ** )、行为习惯(r = 0.108 ** )、歧视感知(r = 0.136 ** )与长期居留意愿均显著正相关；2) 剩余生活成本在心理适应与城镇户籍流动老人长期居留意愿的关系中起负向调节作用(β = −0.847， p < 0.01 ** )；3) 剩余生活成本在农村务工流的老人心理适应与长期居留意愿的关系中起正向调节作用，调节了取值范围在[−1.71， 1.89]时的半段路径。
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user: 1. 引言 随着我国人口老龄化趋势的不断加剧，流动老人的比重也越来越大(杨博，张楠，2019)。截至2015年，60岁及以上的流动老人数量近1800万(国家卫生计生委流动人口司，2016)，占流动人口总量的7.2%。其中外出务工、养老、家庭随迁是老人流动的三大原因(任远，金雁，陈虹霖，2020)，不同流动原因、不同流动类型的流动老人他们对社会的需求是不相同的，因此他们在流入地的长期居留意愿强度也不相同(谢东虹，2019)。有研究发现，养老型流动老人主要是城镇户籍(占比44%)，收入来源主要为退休金，随迁型流动老人流动的主要目的是照顾后辈且身体健康状况良好(任远，金雁，陈虹霖，2020；侯建明，李晓刚，2017)，而务工型流动老人则是为了获得工作机会而迁移到其他城市，其就业领域多集中于服务行业且就业环境较差，其中未签署劳动合同的老人占比51.78%，其合法权益得不到法律保护(周平梅，原新，2019)。务工流动老人的长期居留意愿相比于其他类型的流动老人较低(马健囡，2020)，他们更多的是漂流于城市之间，既反映了老龄人口城镇化滞后(马健囡，2020)，也显示出了务工流动老人的需要未能得到满足。这可能是由于务工流动老人不仅要面对陌生的新环境，而且会遭遇更多的歧视，如就业歧视，还会有更大的经济压力(Liu， 2018; 马健囡，2020)，在面对生活中更多的压力事件之下必然也面临着更多心理适应的问题而导致务工流动老人流而不留，因此务工流动老人的长期居留意愿是一个亟待关注的社会问题。
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user: 2. 文献综述 长期居留意愿是指流动老人因各种原因离开自己的户籍地，且有意愿居留在流入地(宋全成，王昕，2019)。本研究也将长期居留意愿界定为个体有意愿在流入地居住超过五年或者定居于流入地。流动老人是否愿意长期居留于流入地不仅反映了他们的个体心理与家庭环境的基本情况，也反映了流动老人群体是否被社会与他人公平公正的对待(侯建明，李晓刚，2017)。特达洛的“期望收入理论”认为农村人口流入城市与城乡收入差距和工作机会获取的难度有关，在城市里有较高的收入和就业机会的期望会使他们长期居留(Todaro， 1969)，而家庭经济迁移理论却认为收入的差异不是影响长期居留的主要原因，而是整个家庭利益的最大化的考量，即使是收入低微但也是全家经济收入的一笔保障时，也会更倾向于长期居留(Stark， 1982)。在一项针对劳动力移民的研究中发现，国家移民政策对发达国家的人口更宽松，而对发展中国家的人口更严格，导致了移民人口的居留意愿降低(Valenta， Knowlton， Jakobsen， Awad， & Strabac， 2019)。这一点与我国的户籍制度有些相似，不同户籍的人在流入地所获得的福利不相同，这种不公平户籍制度也会影响到流动老人的长期居留意愿(詹圣泽，侯武社，2013；谢东虹，2019)。研究发现，选择长期居留的流动人口幸福感总体上高于那些选择不愿意长期居留以及选择没想好是否要长期居留的人。可见，流动老人长期且稳定的居住条件，不仅能有更高的生活满意度与幸福感(许世存，2015)，而且对社区管理及社会服务体系的建设都有着至关重要的作用(潘鸿雁，2017)。 以往研究多从三个角度考察流动老人长期居留意愿进行研究。一是从人口学变量如性别、受教育程度、婚姻状况、户口性质、流动范围等来研究(谢东虹，2019)；二是从经济的角度如就业状态、家庭总收入、家庭每月总支出来探讨(马健囡，2020)；三是从社区管理社会福利方面如居民健康档案的建立来入手(侯建明，李晓刚，2017)；较少有文献从个体心理适应方面来探讨务工流动老人的长期居留意愿。 心理适应是一个广泛的术语，包含了许多特征。既包含了个体的幸福感，也把老人的孤独感、生活满意度、抑郁、自尊作为心理适应(Bradley & Van Willigen， 2010; Lee & Kim， 2010; Shin， Han， & Kim， 2007)；有研究认为对群体的认同也与心理适应相关(Mena， Soto， Wei， Kaplan， & Salaza， 2020)。本研究将心理适应理解为流动老人在流入地环境中对自己外地人的身份感知程度，生活习惯与流入地的融入程度，以及在流入地所感受到的歧视程度，包括身份认同、行为习惯和歧视知觉。心理适应是一个人有效地驾驭日常生活和克服障碍的能力，是成功老龄化的重要组成部分(Felton et al.， 1984)，当个体能够在新的环境中去调节自己的心理状态逐渐减少负面的情绪，当负性心理状态不会影响到个体的生活时，就可以认为个体已经完成了心理适应(张敬惠，2020)。有研究认为心理适应越好的老年移民会有较高的生活满意度(Moztarzadeh & O’Rourke， 2015)，可见心理适应对流动老人在流入地的生活和健康起着重要的作用。丛玉飞，程琳(2014)的研究中发现，青年白领的对城市生活的心理适应高低正向预测了他们居留意愿的强度。一项对马来西亚离开迁国地返回原籍的研究中发现他们对国外生活的心理适应程度影响着他们离开迁入国的意愿强度(Plopeanu & Homocianu， 2020)。由此，本研究提出假设H1：务工流动老人的心理适应与长期居留意愿显著正相关。 由于流动老人对新事物的接纳能力不强，他们在城市的生活中容易产生各种生活压力(欧阳雪莲，陈勃，罗照盛，2009)，这些生活压力会导致其对新环境的不适应，从而产生许多负性情绪，这些负向情绪是心理不适应的指标(Lee & Kim， 2010)。研究表明，心理适应正向预测流动人口的主观幸福感(许世存，2015)，由此可见心理适应可以通过情绪调节让个体更愿意接纳城市生活，从而更有意愿长期居留于流入地。相比于城镇户籍的流动老人，农村户的籍流动老人在公共福利上的获得是有区别的，特别是在养老、工伤、医疗、失业保险等福利上农村户籍往往没有得到更好的保障(许玉明，2016；周依苒，2019；张翠梅，林嘉悦，2019)，有研究表明劳动者的工资差异会受到制度性因素的影响(Leontaridi， 1998)，如我国的户籍制度，城镇户籍能够带来更多的工资回报与更低的失业率(吴贾，姚先国，张俊森，2015)。意味着农村户籍的流动老人比城镇户籍会遭到更多的不公平待遇，因此提出假设H2：农村户籍务工流动老人与城镇户籍务工流动老人在心理适应上的得分存在着差异。 尽管许多研究都发现，幸福的、能够融入当地的流动老人更愿意长期居留于流入地(许世存，2015；王朋岗，2015)，但也有研究发现一些移民即使面对许多的不公平对待，生活满意度很低时也不愿意离开移民国家(Zuberi & Ptashnick， 2011)。研究结果的差异性提示我们心理适应与长期居留意愿的关系可能存在一定的条件性，或是受到一些因素的调节，因为二者并非稳定不变的，而是处于不断变化中的。 剩余生活成本是一种生活压力大小的体现，本研究中是用每月家庭平均总收入减去每月住房支出的差来表示，其值越小生活压力就越大。住房是流动人口避不开的问题，孙立强等(2017)在研究中发现，流动人口的居留意愿与住房成本有关，邢朝国(2020)的研究也认为，流动人口能够落户于当地，就越愿意长期居留在于此，但有研究发现住房成本与流动人口的居留意愿呈倒U型关系(杨巧，张丽霞，2020)，这意味着住房成本高到一定程度的时候会给流动人口的生活带来压力，剩余生活成本的高低很大程度上决定着家庭的消费结构，也会影响到消费福利水平，有研究发现压力型消费结构会反向影响农村老人的幸福感，而享受型消费则会提升其幸福感(聂建亮，胡艺杭，2020)，由此可见剩余生活成本的高低也会对个体心理产生影响。个体的经济状况也会影响个体评价自身在社会中所处的位置(黄超，2020)，对自己社会地位评价低会导致对歧视感知更敏感从而对产生更多的负性情绪(Gabbidon et al.， 2014; Scott et al.， 2014; Vass et al.， 2015)，因而猜测剩余生活成本越高，生活压力越小，个体自身就会向周围寻求正反馈，因而会起到正向调节作用。因此提出假设H3：剩余生活成本，在心理适应对务工流动老人长期居留意愿的影响里起调节作用。
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user: 3. 方法 3.1. 数据来源 为了验证务工流动老人心理适应与长期居留意愿的关系，本文选用了国家卫生计生委流动人口2017年数据A卷，本研究将流动老人界定为本地居住时间达1个月、非本区(市、县)户口、年龄在60岁及以上的流动人口。根据此标准对数据进行筛选和处理，选择流动原因为务工的流动老人数据，有效样本为928人，其中男性706人，女性222；农村户籍790，城镇户籍138。 3.2. 变量 3.2.1. 因变量 以长期居留意愿为因变量。本研究在卫计委2017全国流动人口问卷中选择题项“如果您打算留在本地，您预计自己将在本地留多久?”来测量长期居留意愿，回答分为1~2年、3~5年、6~10年、10年以上、定居、没想好，将5年以上的选项及定居认为其有长期居留意愿；而5年及以下认为其没有长期居留意愿，删掉模糊答案没想好，将选项赋值为1 = 5年以上及定居，0 = 5年以下，分数越高越愿意长期居留。 3.2.2. 自变量 以心理适应为自变量。本研究将心理适应分为三个维度，身份认同(3.我很愿意融入本地人当中，成为其中一员；4.我觉得我已经是个本地人了)、行为习惯(5.按照老家的风俗习惯办事对我比较重要；6.我的卫生习惯与本地市民存在较大差别)、歧视感知(7.我觉得本地人愿意接受我成为其中一员；8.我感觉本地人看不起外地人)；选项为四点记分1为完全不同意、2为不同意、3为基本同意、4为完全同意，其中题项4，5，6为反向记分，将将以上三个维度的分数相加即为心理适应程度得分，分数越高表明心理适应程度高。该量表共有6道关于流动老人对城市生活的认知、行为、与感受的调查项目，其Cronbach α系数为0.68。 3.2.3. 调节变量 剩余生活成本。题项103过去一年，你家在本地每月住房支出(房租/房贷为多少)；题项105过去一年，你家平均每月总收入；每月平均总收入减去每月平均住房支出，获得剩余生活成本的值为得分作为调节变量。剩余生活成本越高表明可支配的资金就越充足，生活压力就越小。 3.2.4. 控制变量 景晓芬(2019)的研究发现，女性流动老人比男性更有意愿长期居留在城市，受教育程度也会影响个体长期居留意愿(李辉，段程允，白宇舒，2019)；迁移的距离与流动的范围会对老人的流动产生影响(任远，金雁，陈虹霖，2020)；总体健康情况好的流动人口更愿意留在城市长期居留(祁静，郑笑，2018)；有研究发现医疗保险参保情况对流动人口的长期居留意愿有着显著影响(陈富美，陶四海，张洁，2017)因此本文选取了性别、受教育程度、流动范围、身体健康状况及医保办理情况作为控制变量。 3.3. 数据处理 采用proccess3.0进行调节效应检验，用SPSS22.0对数据进行描述统计和回归分析。
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user: 摘要 本研究基于社交媒体广告回避模型，以个体隐私关注为调节变量，探究了用户对微博个性化广告回避的反应特征及影响因素。通过网络问卷调查发现，当前年轻用户对微博个性化广告普遍存在认知和行为回避反应。广告信息怀疑度、广告信息相关性和媒介可信度是影响受众个性化广告回避的重要因素。与以往研究不同的是，既往消极经验对广告回避没有影响。进一步分析发现，隐私关注在广告信息怀疑度和广告认知和行为回避间具有调节作用。具体来说，较低隐私关注者，高隐私关注者的广告信息怀疑度更强，广告认知和行为回避反应也更强烈。
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user: 1. 研究背景 1.1. 社交媒体营销时代个性化广告兴起 随着互联网的普及和在线服务的渗透，社交媒体成为公众开展各类社会生活的重要平台。据CNNIC报告显示，截至2020年3月，我国网络用户对社交软件的使用率在80%以上 [ 1 ]。作为一种新的沟通媒介，社交媒体具有开放、互动、及时等传播优势，为品牌营销提供了新思路。通过大数据的增益，社交媒体可以为品牌主描绘出消费者画像和行为地图，帮助其实现广告的精准投放，并及时获取效果反馈。社交媒体广告营销成为继门户网站、搜索引擎之后的互联网营销发展的第三次浪潮。在此背景下，个性化广告备受瞩目。 个性化广告与原生广告、精准广告等概念具有一定交叉性。相较而言，“原生”主要从广告形式角度，指广告贴近媒介平台内容本身 [ 2 ]，不会对用户的正常使用造成较大的干扰；“定向”则主要从广告投放方式角度，指对目标人群和广告内容进行定制化处理。“精准”和“个性化”都是此类广告所呈现出的特点、效果及优势 [ 3 ]。本研究采用“个性化广告”概念，主要从受众感知角度出发，广告从内容和形式上能让受众感知到更多个性化特征，例如广告内容包括用户姓名、昵称、地理位置等个人信息，或与用户最近搜索、浏览和消费历史相关。 1.2. 个性化广告的负面争议 社交媒体个性化广告的传播优势和营销价值显著，但广告回避现象依然存在。广告回避指“媒介受众在不同程度上减少广告接收的一切行为” [ 3 ]，是一种消极的媒介接触行为。近年来，随着社交媒体商业化进程的推进，平台上广告数量明显增多、广告质量参差不齐。由于对用户数据的收集和利用，社交媒体广告常常陷入涉及侵犯用户隐私的舆论争议中，在全球范围内各类信息安全事件更是频发不绝。由此以来，用户对个性化广告的负面情绪和消极接触行为在逐渐增多 [ 4 ]。 随着媒介素养的提升和新技术的赋权，用户在信息接受上有了更大的主动性和支配权，可以通过自主设置或相关技术手段对广告进行不同程度的有效回避。这给新媒体时代的广告营销带来不少挑战。 1.3. 社交媒体广告效果研究空缺 目前国内对社交媒体个性化广告效果研究集中在广告特征总结 [ 5 ] [ 6 ] 及推荐技术分析 [ 7 ] 等质化分析上，关于广告效果的实证研究较少，广告回避研究更是寥寥。这也反映出现有研究对当前新媒体用户的主体意识增强及消极使用行为增多的忽视。 基于以上研究背景，本研究以国内年轻群体使用较多的新浪微博为例，在社交媒体广告回避理论模型基础上，加入隐私关注变量，探究用户对新浪微博个性化广告回避反应及影响因素。
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user: 2. 研究问题及假设 2.1. 社交媒体广告回避模型 广告回避研究最早始于20世纪60年代，主要针对电视观众对广告回避的方式监测和原因分析 [ 8 ]。Aberuethy提出广告回避的两大类别：身体回避和机械回避。身体回避指点电视广告播放过程中观众起身离开以回避广告；机械回避指观众通过换台的方式回避广告 [ 9 ]。Sperk和Elliott在此基础上确定了第三种回避方式：认知回避，即“在场却并不观看或边看边活动” [ 10 ]。 进入21世纪，随着互联网的兴起，Cho和Cheon提出网络广告回避理论模型 [ 11 ]。他们基于传播学、心理学和市场营销学理论及研究，将感知目标障碍、广告混杂感和既往消极体验作为互联网用户网络广告回避的三个关键影响因素，将认知回避、情感回避和行为回避作为互联网用户网络广告回避的三种反应类型。认知回避指受众在心理层面上对广告漠不关心；情感回避指对互联网广告产生有强烈的厌恶情绪；行为回避指受众采取具体措施避开广告，如快速滑过广告、点击关闭广告界面等 [ 11 ]。Louise Kelly等人通过对青少年群体的焦点小组访谈总结出社交媒体广告回避行为理论模型 [ 12 ]。他们认为，社交媒体区别其他以任务为导向的网络媒介，以娱乐和交流为主要目的，用户在媒介使用中目标感和任务感较弱，广告对用户在情感上造成的干扰小，因此情感回避不再是社交媒体广告回避的重要类型，而集中在认知和行为层面上 [ 12 ]。既往消极体验、广告信息怀疑度、广告信息相关性和媒介可信度是影响社交网络广告回避的四个主要因素。既往消极体验指用户在过往广告接触经历中曾有过的负面体验。广告推荐的商品或服务未达预期、缺乏效用和广告缺少激励是构成用户消极体验的主要因素。用户既往消极体验越强时，广告回避可能性也就越高。广告信息怀疑度指用户对广告信息真实性的怀疑程度。消费者对广告营销已形成一种刻板印象，即广告总是带有夸大色彩和说服意图，与“真实”之间存在差距。当用户识别出广告的特定目的，对广告真实性产生更高的怀疑程度时，广告回避的可能性也就越大。广告信息相关性指广告内容与用户当前行为、兴趣和需求的关联程度。每位消费者都具有独特个性，当广告内容更贴合个人兴趣或需求，可能会令用户产生被品牌“重点关注”或“专属服务”的积极体验，对广告的态度会更加友好。媒介可信度指用户对广告媒介平台的可靠性感知。研究发现，用户对媒介本身的不信任感也会转移到对平台其他信息上来，进而产生消极使用行为 [ 13 ]。综上，本研究提出以下研究假设及问题： RQ1：目前大学生群体对微博个性化广告是否存在认知和行为回避反应？ H1：用户对微博个性化广告的既往消极体验对广告认知回避和行为回避具有显著正向影响。 H2：微博个性化广告信息怀疑度对广告认知回避和行为回避具有显著正向影响。 H3：微博个性化广告信息相关性感知对广告的认知回避和行为回避具有显著正向影响。 H4：微博媒介可信度感知对广告认知回避和行为回避具有显著正向影响。 2.2. 隐私关注 用户在网络活动中留下的个人信息足迹随时面临着被他人收集和利用的风险，用户对这些风险的感知即为“隐私关注” [ 14 ]。互联网时代，有时为了获得便捷服务，人们不得不以出让个人信息为代价。用户在使用各类网络应用服务时将个人信息授权给平台第三方已习以为常。然而在全球信息安全事件不断爆发的背景下，公众对隐私保护关注度也在逐步提高、保护意识逐步增强。“隐私悖论”描述了当前人们在互联网使用过程中，隐私顾虑与实际披露行为之间的矛盾 [ 15 ]。社交媒体时代，企业为了实现精准营销，往往需要广泛收集大量用户信息用以分析。但随着信息收集数量的增多，对用户隐私的触及范围也在扩大。由此，引出“个性化–隐私悖论”，指用户通过个性化推荐机制享受高质量服务时担心泄露隐私，而企业在通过个性化机制提高竞争力创造利益时又面临着隐私顾虑下用户流失的双重矛盾境地 [ 16 ]。 隐私关注作为个体的一种主观特质，影响着人们的信息感知和保护行为 [ 17 ]。高隐私关注者较低隐私关注者往往更为敏感谨慎，当对广告信息内容真实性的怀疑度和信息相关性感知更强或对广告媒介环境可靠性感知更弱时，受自身隐私顾虑影响，对个性化广告的负面态度更为强烈，继而触发广告回避反应。由此，提出以下假设： H5：隐私关注在广告信息怀疑度与广告认知和行为回避之间起调节作用。 H6：隐私关注在广告信息相关性与广告认知和行为回避之间起调节作用。 H7：隐私关注在广告媒介可靠性与广告认知和行为回避之间起调节作用。
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user: 3. 研究设计 3.1. 研究方法 本研究采用量化研究方法，通过在微信、QQ群等网络平台向高校大学生群体收集调查问卷。最终共回收176份问卷，剔除12份无效问卷后，得到164份有效数据进行后续分析，有效问卷率为94.9%。其中，男性64人(占比39%)，女性100人(占比61%)。 3.2. 变量测量及信度检验 基于Louise Kelly的社交媒体广告回避理论模型 [ 12 ] 和Cho和Cheon的网络广告回避量表 [ 11 ]，本研究将社交媒体广告回避分为两种类型：认知回避和行为回避，各有3个题项。自变量既往消极经验、广告信息怀疑度、广告信息相关性和媒介可靠性各有4个题项。调节变量隐私关注的测量参考Baek和Morimoto [ 18 ] 的隐私关注量表，共6个题项。问卷中量表均采用Likert 5级量表进行测量(1 = 完全不符合，2 = 基本不符合，3 = 一般，4 = 基本符合，5 = 完全符合)。 对数据进行信度检验。结果显示量表信度较好，认知回避(α = 0.927)，行为回避(α = 0.756)；既往消极经验(α = 0.725)，广告信息怀疑度(α = 0.811)，广告信息相关性(α = 0.890)，广告媒介可靠性(α = 0.795)；隐私关注(α = 0.893)。
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user: 4. 研究结果 4.1. 广告接触行为 简单统计分析结果显示，有37%的人表示经常收到个性化广告，39%的人表示有时收到个性化广告，24%的人表示很少收到个性化广告，表明微博向用户推荐个性化广告频率较高。其中94%的人表示存在广告回避意愿或经历，仅6人选择不会回避，表明微博用户对个性化广告的确存在消极接触行为。 4.2. 广告回避行为影响因素 4.2.1. 相关分析 表1相关分析结果显示，各影响因素与广告认知回避都存在显著相关性(p < 0.05)。除既往消极体验外，其他因素也与广告行为回避存在显著相关性(p < 0.01)。 Table 1 Correlation of variable 1 2 3 4 5 6 7 认知回避 1 行为回避 0.623 ** 1 既往消极经验 0.163 * 0.153 1 广告信息怀疑度 0.375 ** 0.341 ** 0.326 ** 1 广告信息相关性 −0.245 ** −0.208 ** −0.229 ** −0.238 ** 1 广告媒介可靠性 −0.296 ** −0.305 ** −0.220 ** −0.468 ** 0.102 1 隐私关注 0.439 ** 0.439 ** 0.135 0.404 ** −0.224 ** −0.419 ** 1 表1. 各变量相关关系 注： * p < 0.05， ** p < 0.01， *** p < 0.001。 4.2.2. 回归分析 Table 2 Regression analysis mode 广告认知回避模型 广告行为回避模型 B SE R 2 B SE R 2 0.262 4.392 0.447 0.247 既往消极经验 0.022 0.075 广告信息怀疑度 0.196 * 0.091 0.148 * 0.071 广告信息相关性 −0.191 * 0.078 −0.124 * 0.061 广告媒介可靠性 −0.262 * 0.105 −0.228 ** 0.083 表2. 回归分析模型 表2中，认知回避模型R²为26.2%，F值为7.658 (p < 0.01)。既往消极体验与认知回避间关系不再显著。广告信息怀疑与认知回避呈现显著正相关(b = 0.196， p < 0.05)。广告信息相关性和与媒介可靠性与认知回避呈现显著负相关(b = −0.191， p < 0.05; b = −0.262， p < 0.05)。行为回避模型R²为24.7%，F值为7.610 (p < 0.01)。广告信息怀疑与认知回避呈显著正相关(b = 0.148， p < 0.05)。广告信息相关性和媒介可靠性与行为回避呈显著负相关(b = −0.124， p < 0.05; b = −0.228， p < 0.01)。 4.2.3. 隐私关注的调节作用 基于回归分析结果，广告信息怀疑度、广告信息相关性和广告媒介可靠性与认知和行为回避之间均有显著相关。进一步，考察个体隐私关注程度在各影响因素和广告回避之间是否存在调节作用。本研究参考温忠麟等人 [ 19 ] 关于调节效应的分析方法，以广告回避为被预测变量，隐私关注、各广告回避影响因素及两者交互项做分层回归分析。 回归分析结果显示(表3)，认知回避模型R 2 为0.256。仅广告信息怀疑度对认知回避有正向显著预测作用(β = 0.155， p < 0.05)，其余变量与认知回避无显著影响。添加交互项做回归后，R 2 为0.328，R²变化为0.072 (p < 0.01)。广告信息怀疑度对认知回避的正向预测作用仍然显著(β = 0.156， p < 0.05)。隐私关注在广告信息怀疑度与认知回避间的调节作用是显著的(β = 0.178， p < 0.01)。行为回避模型R²为0.238。仅广告信息怀疑度对认知回避有正向显著预测作用，其余变量与认知回避无显著影响(β = 0.094， p < 0.05)。添加交互项做回归后，R 2 为0.312，R²变化为0.074 (p < 0.01)。广告信息怀疑度对认知回避的正向预测作用仍然显著(β = 0.102， p < 0.05)。隐私关注在广告信息怀疑度与行为回避间的调节作用是显著的(β = 0.164， p < 0.01)。简单斜率分析结果显示，与低隐私关注者(隐私关注得分低于均值)相比，高隐私关注者(隐私关注得分高于均值)广告信息怀疑度越高，其认知和行为回避反应更强烈。 Table 3 Stratified regression analysi 广告认知回避模型 广告行为回避模型 B SE R 2 B SE R 2 方程1 0.256 0.238 广告信息怀疑度 0.155 *** 0.053 0.094 * 0.053 广告信息相关性 −0.101 * 0.046 −0.059 0.046 广告媒介可靠性 −0.053 0.052 −0.059 0.052 隐私关注 0.248 0.051 0.205 0.051 方程2 0.328 0.312 广告信息怀疑度 0.156 ** 0.065 0.102 * 0.052 广告信息相关性 −0.130 * 0.063 −0.075 0.050 广告媒介可靠性 −0.031 0.071 −0.034 0.056 隐私关注 0.204 ** 0.063 0.170 ** 0.051 怀疑度*隐私 0.178 ** 0.060 0.164 ** 0.048 相关性*隐私 0.050 0.061 0.018 0.049 可靠性*隐私 −0.004 0.069 −0.030 0.055 表3. 分层回归分析
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user: 5. 结语 本研究证明了广告信息怀疑度、广告信息相关性和媒介可靠性是影响广告回避的重要因素，验证了Louise Kelly的社交媒体广告回避理论具有一定的模型适用性。基于目前用户对微博广告相关性感知和媒介可靠性感知都较低的表现，微博需提升广告准入门槛，加强对广告主和广告信息的筛选和审核，确保信息真实性，进一步优化个性化推荐机制，创新广告内容，提升广告质量。 同时，本研究发现在微博环境中，既往消极经验不再是对广告认知和行为回避的重要因素。这可能与微博自身的媒体属性相关。区别于传统电商平台，用户使用微博主要以信息获取和娱乐消遣为目的，购物经验较少。且微博广告具有隐性特征，通常嵌入在信息流中，对用户使用体验干扰小。 此外，本研究还探讨了隐私关注的调节作用。结果表明，隐私关注仅在广告信息怀疑度和广告认知回避及行为回避之间起到显著调节效应。较低隐私关注者，高隐私关注者的广告信息怀疑度对其广告认知和行为回避的影响更强烈。通常而言，高隐私关注者本身对信息真实性的敏感程度更高，因此在对广告真实性产生怀疑时，也伴随着更强烈的广告回避反应。更高的隐私意识伴随着更强的防御行为，一定程度上打破了传统的“隐私悖论”。基于此，微博也需继续加强对用户隐私的保护，保证用户协议的公开透明，让用户协议易于用户查阅及理解，营造安全可靠的媒介环境，在推进商业化进程与提升用户体验之间做好平衡。
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user: 6. 研究局限性及未来研究建议 本次研究存在诸多有待改进之处。首先，在样本选择上，大学生群体是目前新浪微博主要受众，因此本次研究样本主要为上海高校学生。未来研究需进一步扩大样本范围，提高样本代表性。其次，在研究方法上，本研究使用自填式问卷形式进行数据收集，自填式问题主要依赖受试者对过往体验的回忆，与实际情况之间可能存在偏差。未来研究可结合定性研究和大数据分析等方式，对用户行为及心理特征进行深入分析。 最后，在研究内容上，本研究选取微博个性化广告为研究对象，但个性化广告本身在表现形式上存在多样性，未来研究可针对某一特定形式的个性化广告进行具体研究，或比较受众对不同形式个性化广告或不同媒介平台个性化广告的体验差异。
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user: 摘要 罗伯特·基欧汉基于新自由主义假定的基础，提出关于国际制度的合作理论，被称之为新自由制度主义理论。随着国际合作的越来越细致和深入，气候问题的跨国性合作模式越来越广泛，温室气体的排放是导致全球气候发生变化的重要原因之一，世界各国应对相关问题的措施也是多种多样。一些欧美国家为保护本国贸易，采取不同表现形式的“碳关税”措施，并以此措施进行对中国等没有采取碳排放措施的国家进行贸易制裁。“碳关税”是对某些能源高消耗产品进行征收二氧化碳排放关税。由于发展中国家和发达国家在生产成本和碳排放强度上均存在差异的事实，本文结合国家间合作模式，运用新自由制度主义理论范式进行中美之间寻求合作的探索。
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user: 1. 引言 全球化的深入逐步将“碳关税”推进各国的视野，运用“碳关税”视角的贸易博弈更是众多国家在贸易竞争中的一张底牌。由于当前环境保护与经济发展之间的矛盾越来越突出，欧美国家多次为保护本国利益，采取不同形式的“碳关税”政策与措施。欧美国家在此大背景之下多次以防止本国“碳泄露”为由，主要向中国等没有采取碳减排措施的国家征收多种形式的碳关税。欧美国家向中国征收碳关税将影响中国对欧美地区密集型产品出口，对我国经济也会造成严重冲击，进一步阻碍我国对外贸易的发展。因此只有通过分析中美在“碳关税”方面的制度，通过国家间制度主义的合作，提出可行性分析，把握制度合作的模式，实现共赢。
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user: 2. 选题背景和研究现状 2.1. 选题背景 世界发展的走势越来越依赖于国家间的制度合作，减缓温室效应，共同应对世界环境问题是近年来各国的关注的焦点。世界各国开展过多种形式的环境国际合作，例如以《联合国气候变化框架公约》和《京都议定书》多边环境协定是各国达成限制和减排承诺的基础性协定；2015年召开的巴黎气候大会以“低碳发展理念”为核心辐射至全球。美国方面制定对碳关税的加征方案、对象，这是转嫁其强制减排的责任的一种方式，利用关税转嫁给发展中国家的“甩锅”行为去实现自身利益最大化。亚洲作为世界经济增长最快的地区，对资源的消耗需求将会持续增加，面对欧美大国关税壁垒，中国和印度等发展中国家将面临严峻挑战。被动排斥与“硬碰硬”贸易战都不是最佳的选择。只有采取积极主动地应对模式，才能在“碳关税”问题中保证收益。 2.2. 选题意义 目前国际社会对“碳关税”问题没有形成相关法案，并无案例进行参照和对比。《巴黎气候变化协定》奉行共同但有区别的责任原则，同时采取自主式贡献原则，即每个国家采取一种具有非对抗、非侵入的平价模式，此原则充分体现了对各国国情和能力的尊重 [ 1 ]。无论是欧美国家还是发展中国家都需要承担相应的责任。美国单边主义思维的“碳关税”政策无疑是选择了自我利益最大化，若发展中国家选择自我利益最大化，双方博弈会陷入“零和博弈”。在关税贸易的博弈中，任何一方的反应都将影响对政策的选择。 2.3. 研究现状 国内学者对于碳关税的研究方向主要集中在为什么征收碳关税、碳关税征收是否具有合法性与合理性，中国如何应对发达国家征收方案以及相关制度设计等方面。2012年1月《中华人民共和国气候变化应对发》(社科院建议稿)公布，针对气候变化问题征求意见。甯荣霞学者对碳关税合法性问题及应对策略进行了分析，提出在国际环境合作事务中“共同但有区别的责任”原则，承担强制性减排的义务在发达国家产生了矛盾。王谋学者认为一些发达国家打着“保护全球环境”口号，通过提高国际贸易中的各国经济贸易生产标准，制定有关碳关税的政策，动机是为了抑制发展中国家高耗能产品的出口，提高自己国内贸易水平在国际上的地位。一些学者认为征收碳关税是一种“绿色贸易壁垒”关税制度，不具有提出的合法性。我国大部分学者认为“碳关税”制度设计不符合WTO相关规定。《世界环境公约(草案)》标志着国际环境法从碎片化走向“整体体系化”，该公约的颁布是大国博弈和国际合作的综合体现。 国外学者更看中征税角度的“碳关税”问题，他们主要集中研究如何征收碳关税以及是否能在贸易规则之下合法征收碳关税等问题领域。国外一些学者认为碳关税的开征对于欧美国家提升影响力是有很大作用的，法国最初提出碳关税旨在促使美国等国家承担碳排放责任，时下美国相继出台了相关法案——《利伯曼–沃纳气候安全法案》，美国学者Bordoff和McKibben & Wilcoxen的观点认为，碳关税政策实施的成本要远高于减少碳排放多带来的福利，不能起到作用。Brander和Spencer (1981)运用Dixit (1979的模型，对进口国征收进口关税的研究就证明了利润转移效应的存在，Krugman (1987)运用具体的数值也得出了相同结论。也就是说，对于出口国而言，向发展中国家企业提供出口补贴或征收出口关税均可能是最优政策选择。综上所述，发达国家即将开征碳关税的背景下，中国等受规制的发展中国家应如何应对？又应选择何种贸易政策(出口补贴还是出口征税政策)以及在何时实施该政策？对这些问题的研究和回答可为中国等发展中国家的策略选择提供理论依据，具有重要的理论和现实意义。笔者通过文献分析法和博弈论模型对中美在碳关税问题的相互影响角度，进一步提出制度主义为背景的相关问题。
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user: 3. 中美碳关税博弈分析 3.1. 碳关税概述 碳关税是发达国家为了防止碳泄露和维护本国经济的经济利益，提出了碳关税制度以应对相关问题。美国单边思维提出的碳关税是为了遏制中国贸易崛起的工具性关税，是一种贸易手段，打着减排旗号竖起贸易壁垒是美国惯用的贸易保护措施。美国环境成本上升，对国内企业加征关税会使得生产成本上升，“碳泄露”现象使得美国等一些国家不得不进行相关环境补贴措施，由于经济危机冲击，与发展中国家商品相比，美国商品处于劣势，长期以往会使得美国经济疲软，美国并不想仅仅只是自己国家承担相关税债，通过加征关税，对外投资等方式转嫁投资成本更为有利可图。法国总统希拉克首次提出碳关税这个名词，是为保护莫本地企业的国际竞争力，减少非本土企业的碳排放量而使用的。美国于2007~2009年提出相关法案对钢铁、水泥2010年起征收关税 [ 2 ]。 3.2. “碳关税”的深层次原因分析 奥巴马政府提出“碳关税”相关法案不仅是出于对能源安全和国家安全的考虑，更深层次的目的是寻找经济刺激点，以振兴和提高美国在全球的竞争力和国际影响力，美国通过《清洁能源与安全法案》(2009)，对高耗碳量且影响美国环境和气候安全的产品为对象加征碳关税，对包括中国在内的发展中国家形成制衡，争夺世界新话语权，洗牌发展中国家以确保美国的霸主地位。美国奥巴马政府上台后参与《京都议定书》将低碳经济作为实现发展升级与转型的主要政策手段，而且积极推动国会对气候变化问题进行立法。奥巴马政府的这一转变与之前不参与《京都议定书》态度大相径庭，有意改善美国形象的意图，想是寻找下一轮经济起兴点，以振兴和提高美国在全球的竞争力和国际影响力，巩固其在未来以低碳化为核心的绿色经济中的主导地位，推行“碳关税”无疑是美国基于中长期发展而打出的一张“战略牌”[ 3 ]。 美国作为世界碳排放的大国，并未按照《巴黎气候协定》全球气候保护公约约定履行相关义务。特朗普政府退出协定的意见使得美国在单边主义的路途上越走越远。美国减排措施将通过不受限制的方式向其他国家提出，美国2009年通过的《清洁能源与安全法案》规定了2020年起开始对没有采取碳排放减排措施的国家产品进行征收碳关税。据中国碳排放交易网站，中国“十四五”碳市场配额将超30亿吨石化或纳入其中，谈判方交易机制作为一种运用市场手段解决问题的政策工具，越来越多国家和地区的采纳 [ 3 ]。中国2020年将开始实行“碳排放”政策以此来应对其他国家的“碳关税”政策，确保我国经济平稳发展。
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user: 4. 美国碳关税制度对我国影响 4.1. 美国所颁布的碳关税条款对我国的影响 据美国碳关税条款，美国将我国划定为清单国家，并准备向我国征收碳关税。碳关税对中国出口贸易的影响包括对我国出口规模和出口产品结构方面。所以美国的碳关税制度给我国带来的经济发展的影响是很大的，依据美国颁布的气候安全法案的具体条款 1 ，美国实际上想要所有国家承担与其相同的碳减排责任，根据我国现有国情，我国目前碳减排措施难以与美国碳减排措施具有可比性，《巴黎气候变化协定》中规定各个国家承担相应责任，我国不应该承担与美国相同的碳减排责任。美国实行“碳减排”战略会是的我国出口产品成本上升，给我国经济造成难以估量损失。 4.2. 碳关税公约与中国应对机制 2018年5月11日，联合国大会通过了“迈向《世界环境公约》”(Towards a Global Pact for the Environment)的决议(文号A/72/L.51)，确定将研究建立《世界环境公约》框架。该决议由法国提交后，71个代表团发起，致力于解决可持续发展背景下环境恶化带来的挑战。尽管决议遭到包括美国和俄罗斯在内的国家反对，但最终该决议仍以143票赞成、5票反对(菲律宾、俄罗斯联邦、叙利亚、土耳其和美国)、7票弃权(白俄罗斯、伊朗、马来西、尼加拉瓜、尼日利亚、沙特阿拉伯和塔吉克斯坦)的压倒性胜利通过。下一步，各成员国将针对决议草案内容进行磋商谈判 [ 4 ]。 党的十九大以来，中国在国际环境舞台尽显张力，习近平总书记强调生态文明建设和绿色“一带一路”等先进理念，我国环境外交稳步发展。十九大报告明确指出，明确中国特色大国外交要推动构建新型国际关系，推动构建人类命运共同体。 推进新制度主义公约建设有助于增强我国在全球环境治理体系中的领导力与话语权。美国、俄罗斯等发达国家在近些年受到经济下行和2019年末新冠疫情等因素影响，西方国家主导的现行全球治理体系和治理思路难以为继，为适应全球治理新形势，西方国家不得不在全球环境治理方面做出巨大改革。中国在新冠疫情方面做出杰出贡献，站稳了在变幻莫测的国际环境中的新位置，在发展中国家和世界第二大经济体，承担着为世界环卫组织贡献的重要责任。中国通过建立“一带一路”发展机制、大力加强中非战略合作等有力举措，积极为发展中国家发声。毫无疑问，在全球环境治理领域，中国已成为举足轻重的领导力量之一。另一方面，中国推进建设环境公约有助于推动提升我国环境治理体系现代化和国际化水平。根据现有环境公约草案，法律约束性文件是国际环境法奠定基础，公约能对缔约国产生有效的法律约束力。美国等发达国家将不能随意更改公约，将为我国和其他发展中国家应对美国等发达国家单边环境治理体系提供外部制度参考，更有助于我国参照新的国际环境法体系要求，进一步推动我国环境治理体系。在国内外统筹推动环境管理体系和制度完善各个方面，进一步提升现代化和国际化水平，建立一套科学合理、统一高效的、与我国生态环境质量改善目标和国际先进要求相匹配的环境治理体系。
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user: 5. 结语 在国际贸易竞争中，国家运用干预关税、补贴等政策手段，可将外国企业的利润转移到国内企业，即可产生利润转移效应。这种战略性贸易政策也是诸多国家获取金融贸易产品利益的重要方式。在自由主义的主要理论流派中，新自由制度主义对国际合作问题有着较强的解释力，运用“碳关税”视角的贸易博弈更是众多国家在贸易竞争中的一张底牌。由于当前环境保护与经济发展之间的矛盾越来越突出，欧美国家多次为保护本国利益，采取不同形式的“碳关税”政策与措施。在全球化进程深入和国际对环境问题的高度重视的相关背景之下，欧美一些国家多次以防止本国“碳泄露”为名，向中国等没有采取碳减排措施的国家为对象，征收多种形式的碳关税。欧美国家向中国征收碳关税将影响中国对欧美密集型产品出口，也将阻碍我国的对外贸易的发展，对我国经济发展也会造成重创，其影响性是持久不可逆的。因此只有通过分析中美在“碳关税”方面的制度，通过国家间制度主义的合作，提出可行性分析，把握制度合作的模式，实现共赢。
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user: 摘要 本文选取青岛市黄岛区具有代表性的绿化植物及绿地进行采样研究，采用重量差值法和不同类型植物搭配的样方分析法，定量测量了三功能区14个常见植物的单位表面滞尘能力和7个典型搭配样方的总滞尘能力。研究表明：供试植物的变异系数在0.05~0.39之间，最大的是草本类的沿阶草，最小的是乔木类的黄栌。PM10 (可吸入颗粒物)占TSP (总悬浮颗粒物)滞尘比例大于80%的有中山杉、金边黄杨、小叶黄杨、红叶石楠、连翘、剑叶金鸡菊、石榴，其中中山杉比例最大，达到94.89%。金边黄杨和石榴变异系数小且PM10占TSP滞尘比例较大，可作为优选绿化植物。公园的单位叶面积滞尘量和单株植物滞尘量都要明显小于车流量较大的科大北门和交通局。滞尘量最多的样方搭配是最少的19倍，此种搭配(梧桐–小叶黄杨–冬青)每样方(5 m × 3 m)的滞尘量达到2486 g。依据不同绿化植物和立体感进行搭配，为绿化植物选择及降低大气颗粒物污染提供依据。
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user: 1. 引言 随着社会的快速发展，环境污染日趋严重，大气颗粒物污染也日益严峻。与大气颗粒物有紧密联系的城市雾霾成为近年来环境关注的焦点，以京津冀地区为代表的全国众多城市近些年来发生多起雾霾事件，不仅影响着人体健康，导致呼吸系统疾病，更是影响日照时间和地面能见度 ‎[ 1 ] ‎[ 2 ]。植物因其茸毛和表面蜡层被称为“天然的空气过滤器”，除了可以美化环境之外，其滞尘效应在改善环境空气质量起到了不可或缺的作用。 目前，国内外关于不同植物的滞尘能力与叶表结构、不同气象条件下、不同城市和不同功能区的研究较多。Souch ‎[ 3 ] 等研究表明，植物的树冠能够阻挡气流，从而有部分颗粒物被吸附，起到一定的滞尘作用。Dzierzanowski等 ‎[ 4 ] 的研究表明，叶片表面滞留的颗粒物总悬浮颗粒物最多，细颗粒物最少。另外，国外已有学者尝试利用微区分析等高端分析技术来测定被叶片吸附的尘土的成分，并且对这些细尘粒进行毒理研究 ‎[ 5 ]。国内有学者研究表明，对于叶表相对光滑，其滞尘能力较弱，而对于叶表结构较密集，起伏比较大的树种，如叶表具有明显的丰富的纤毛或脊状褶皱的树种，滞尘能力则较强 ‎[ 6 ] ‎[ 7 ]。黄承石等 ‎[ 8 ] 通过研究5种润楠属植物，研究结果表明：表面附着物、叶片形态、叶脉复杂程度等都会影响叶片的滞尘能力，表皮细胞大小和叶片面积对滞尘能力的影响不大，而气叶片的滞尘能力与孔器的大小呈正相关。相对而言，国内外对于不同植物搭配样方的滞尘效应的评价研究较少。本文对青岛市黄岛区有代表性的不同绿地中的园林植物进行深入研究和实地调研，并对不同植物的滞尘能力和不同搭配产生的效果进行统计分析，旨在为城市园林绿化植物的选择提供科学理论依据。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究领域 黄岛区位于青岛市胶州湾西海岸(120.18˚E， 35.97˚N)，它南面黄海，东临胶州湾，西依小珠山，夏无酷暑，冬无严寒，属于温带海洋性气候。据报道，仅2018年冬季，黄岛区雾霾天气超过了60天，因此对于空气颗粒物的治理工作迫在眉睫。 2.2. 样品的采集 2.2.1. 采样地点 在进行正式场地采集前先通过查阅各种资料文献等确定主要研究区域，并进行实地考察黄岛绿地分布状况。根据黄岛区车流量和实地调研，选择了两条主干道和一个公园为三个功能层次，分别为：科大北门(渭河路科大北门120.118˚E，36.008˚N)、交通局(香江路交通局120.172˚E，35.97˚N)和公园(南辛安河公园120.132˚E，36.004˚N)，如图1所示。 图1. 黄岛区采样点分布图 2.2.2. 植株选择与样地设置 通过对黄岛区三个功能区的系统调查，选取生长状况良好、植物分布均匀的样地，样地面积设置为5 m × 3 m，确定了黄杨、冬青、沿阶草、樱花、石楠等黄岛区常见绿化植株作为研究对象，各功能区供试植物见表1。 2.2.3. 植株基础数据的测量和估算 根据不同绿地结构的占地面积，在5 m × 3 m的样方内确定不同植物的株数、株高(高乔木目测估算)、叶片数(乔木灌木，用标准枝法估算整株；草本，取一个小的单位面积，估算叶片数，再扩大到整个样方)、盖度(估算正投影时投影占总单位面积的百分比)、冠幅(三次测量单株植株的垂直方向宽度的平均值，如果太高不便测量，可以量投影)，以及乔木胸径(离地1.3米处的直径)，数据见表1。 Table 1 Greening plant data informatio 地点 名称(类型) 株数(棵) 株高(cm) 冠幅(cm) 胸径(cm) 盖度(%) 叶片数/株 科大北门 玉兰(乔) 3 500 ± 10 227 × 227 6.7 80 2167 ± 100 红叶石楠(灌) 44 120 ± 10 69 × 63 95 364 ± 10 冬青(灌) 1 140 ± 10 153 × 164 95 5161 ± 100 沿阶草(草) 2500 27 ± 10 90 10 ± 1 交通局 梧桐(乔) 1 1360 ± 10 550 × 500 39.4 80 179，472 ± 1000 小叶黄杨(灌) 170 80 ± 10 29 × 27 70 2011 ± 100 冬青(灌) 7 80 ± 10 72 × 61 85 905 ± 10 石榴(灌) 1 146 ± 10 122 × 103 95 2700 ± 100 石楠(灌) 115 70 ± 10 57 × 42 40 139 ± 10 金边黄杨(灌) 500 47 ± 10 24 × 14 75 338 ± 10 公园 中山杉(乔) 11 467 ± 10 191 × 176 12 70 40704 ± 100 樱花(乔) 3 541 ± 10 357 × 202 20 75 6120 ± 100 冬青(乔) 40 65 ± 10 26 × 22 50 89 ± 10 石楠(灌) 19 65 ± 10 25 × 22 80 75 ± 10 冬青(灌) 16 50 ± 10 25 × 21 50 31 ± 1 沿阶草(草) 39 27 ± 10 100 10 ± 1 金鸡菊(草) 51 35 ± 10 100 12 ± 1 表1. 绿化植物数据信息 2.2.4. 叶片采集 园林绿化植物滞尘量会受到当地天气气候的影响。因此选取晴朗无雨的一天，在距地面相同高度处，选取健康、成熟、面朝街道且大小相近的10个叶片为一组测试样本。一只手用圆头镊子夹住叶柄，另一只手用枝剪将叶柄剪断；然后用圆头镊子夹住被剪断的叶柄，连同叶片小心置于保留部分气体的自封袋中，尽量不要震荡或触摸叶片，防止灰尘抖落或叶表绒毛被破坏影响实验结果。每种植物采集3组样本，即重复采样三次。 2.3. 样品数据的测定 2.3.1. 叶面积的测定 叶面积的测定采用基于手机和PS软件的测定法，先将一组叶片样本悉数摆放至200 mm × 250 mm的坐标纸上，在保证所有叶片均在视野范围前提下使用手机拍照功能拍取照片，将照片上传至电脑，用PS软件对叶片的像素面积和单位面积的像素面积进行比较进而得出实际面积。对样品中的每一个叶片都进行叶面积的测定，然后得出平均叶面积S。 2.3.2. 叶片总滞尘量和单位面积滞尘量的测定 将采集的叶片在蒸馏水浸泡1 h后，用刷子清洗叶片上灰尘，随后用镊子将叶片小心夹出。用布氏漏斗(内置已烘干的10 μm滤膜(W 1 ))对浸洗液进行抽滤，后将滤膜置于烘箱中(100℃下烘0.5 h)，再用千分之一天平称重(W 2 )，2次质量之差即为大于等于10 μm的滞尘量，重复3次。取一洁净的蒸发皿置于烘箱中烘0.5 h，取出称量其重量记为W 3 。将抽滤后的溶液用恒温磁力搅拌器搅拌6分钟，取出40 ml或50 ml (原体积的十个之一)置于质量已知为W 3 的蒸发皿中，将蒸发皿置于烘箱中(100℃下烘4 h)，再用千分之一天平称重量为W 4 ，两次质量之差的十倍即为小于10 μm的滞尘量。 某种植物 ≥ 10 µm的单位叶面滞尘量M 1 = (W 2 − W 1 )/S，其<10 µm单位叶面滞尘量M 2 = [(W 4 − W 3 )*10]/S，单位叶面总滞尘量M = M 1 + M 2 。最终数据均取三次测量所得平均值来计算。 2.4. 车流量的测定 在一天中的相同时间段，即上午10:00~10:10，记录相同单位时间内被研究道路的单向车流量。
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user: 4. 结论 通过对青岛市黄岛区三功能区14个常见植物的单位表面滞尘能力和7个典型搭配样方的总滞尘能力的分析，得到如下结论： 1) 变异系数反映了调研的植物叶片颗粒物滞尘能力的稳定性，本研究供试植物变异系数在0.05~0.39之间，最大的是草本类的沿阶草，最小的是乔木类的黄栌，表明黄栌是滞尘最稳定的植物，沿阶草是最不稳定的。 2) PM10占TSP滞尘比例大于80%的有中山杉、金边黄杨、小叶黄杨、红叶石楠、连翘、剑叶金鸡菊、石榴，其中中山杉比例最大，达到94.89%。 3) 金边黄杨和石榴变异系数小且PM10占TSP滞尘比例较大，可作为优选绿化植物。 4) 公园的单位叶面积滞尘量和单株树木滞尘量都要明显小于车流量较大的科大北门和交通局，充分表明了车辆行驶引起的粉尘再悬浮和汽车尾气对大气颗粒物有较大贡献率。 5) 滞尘量最多的样方搭配是最少的19倍，此种搭配(梧桐–小叶黄杨–冬青)每样方(5 m × 3 m)的滞尘量达到2486克，是非常理想的搭配样方。 因此，在进行道路绿化时，除了有不同类型的植物形成较强的立体结构，应根据不同植物的滞尘能力和特性的差异，进行合理配置。
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user: 摘要 吸烟对人们的危害是多方面的，本研究采用时间二分法范式，分别选取了秒下、秒上各7个时距，以探索吸烟对时距知觉的影响。结果发现：1) 吸烟组与非吸烟组的主观相等点并不显著；2) 被试秒下的时距反应时显著快于秒上；3) 相较于不吸烟，吸烟可以降低韦伯比例。结论表明：1) 吸烟并没有延长或缩短时距知觉；2) 秒下时距是自动加工；3) 吸烟提高了时距知觉的敏感性，可能是在短期内提升了反应准备和反应执行的结果。
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user: 1. 引言 时距知觉指对客观现象持续性的知觉，既包括对两个连续事件间时间间隔(空时距)的知觉，也包括对某一事件持续时间段(实时距)的知觉 [ 1 ]。它在人们的生产生活中都扮演着重要的角色，一个人如果不能较准确地感知时间，生活和工作都会陷入混乱。如，在游戏成瘾线索刺激条件下，游戏成瘾者会低估时间，导致他们感觉不到时间的流逝 [ 2 ]。 虽然感知时间的准确性对行为和决策十分重要，但很多因素都会对时距知觉产生影响。尼古丁是烟草中的主要物质，作为一种兴奋剂，它提升了时间估计的准确性，降低了时间估计响应曲线的可变性 [ 3 ]。不过在以往的研究中，吸烟影响时距知觉的结论并不一致。吸烟可能会导致对时间的高估 [ 4 ] [ 5 ]，低估 [ 6 ] [ 7 ]，有时又没有影响 [ 8 ]。研究时距估计从几百毫秒到几十秒不等，学者们以不同的范式研究不同的时距可能是导致结果不一致的原因之一。 Carrasco 等人(1998)采取时间复制任务研究了吸烟对时间感知的影响。实验共分为两个阶段，在10秒的复制任务中，第一阶段吸烟组相较于非吸烟组，戒烟组和前吸烟组皆显著高估了时间，但在第二阶段中却没有出现类似的结果 [ 8 ]。在时间二分任务条件下(时距范围：250~2750 ms)，Ashare等人(2015)发现，男性戒烟组比吸烟组高估了时间，判断的正确率没有差异 [ 5 ]。在Carrasco看来，可能是实验程序的阶段性与吸烟产生了交互作用导致了两次实验的不同结果。这样看来，吸烟可能会与不同的条件产生交互作用，共同影响时距知觉。作为最重要的实验变量之一，时距范围的条件却没有得到研究者太多的关注，在时距的选取上有时随意性比较大。因此，本研究想要探讨不同的时距阶段是否会与吸烟产生交互作用，有利于揭示时距阶段在吸烟对其的影响中的作用。 时间分段综合模型认为可将时距知觉进行分段分析，不同的时间长度具有不同的加工机制和神经机制，其影响因素也不相同 [ 9 ] [ 10 ]。研究发现，1 s以下的时距加工为无意识加工，1 s以上的时距加工需要意识参与 [ 11 ]。对失匹配负波的研究发现，尼古丁对其振幅有增强的作用，证明其对自动时间加工(一种前注意加工)具有增强的作用 [ 12 ]。表明吸烟可能会对秒下时距知觉有增强的作用。另一方面，由于尼古丁对胆碱能系统的短期作用，对某些认知领域具有积极作用，包括工作记忆和执行功能，在某些情况下还可能有保护神经的作用 [ 13 ]。基于此，我们假设：1) 秒下时距知觉的反应时小于秒上时距；2) 吸烟者对时距知觉更加敏感。