DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 双电压配电方法的可行性及效益分析 3.1. 提升电压质量 电压降百分数计算公式为： (1) 式中： 为配线所供的有功负荷，单位kW， 为配线所供的无功负荷，单位kvar； 和 为计算配电线路的电阻和电感，单位Ω；UN为计算线路的额定电压，单位kV。 图2. 双电压配电模式 线路电压降与电压平方呈反比，因此，当配电电压分别为0.4 kV、0.66 kV、1 kV、3 kV、5 kV和10 kV时，以0.4 kV电压配电时的电压降为标准(设为1)，在负荷不变和负荷增加一倍情况下，电压降水平如表1所示。 当电压从0.4 kV提升至0.66 kV后，在负荷不变的情况下，电压降可降低63%，负荷增加一倍后，电压降也可降低27%。显然，提升配电电压能显著降低配电线路上的电压降，电压越高，这种效果越明显，但当电压升高至5 kV以后，效果就不够明显了。 3.2. 扩大供电半径 配线电压降可以表示为： (2) 式中： 为配线长度，单位km； 、 是配电线缆单位长度的电阻和感抗，单位Ω/km； 为功率因素； 为负荷的计算电流，单位A。 由式(1)和式(2)，可得到 (3) 根据低压配电设计规范 [ 21 ] ，0.4 kV配电方式的供电半径极限为500 m，在电压降要求一致，负荷不变的情况下，配电线路的供电半径与供电电压呈正比，如表2所示。 可见，在其他条件不变的情况下，0.66 kV供电半径是0.4 kV供电半径的1.65倍，3 kV供电半径是0.4 kV的7.5倍，配电电压提高有利于扩大供电半径。 3.3. 提高输电能力 电网输电能力 (4) 式中：S为送电功率，单位kW；A为配电线缆的截面积，单位mm 2 。 故在相同导线规格条件下，电网输电能力与电压成正比，令0.4 kV电压下的送电容量为1，电压与输电能力关系如表3所示。 3.4. 降低配电损耗 0.4 kV低压直配电方式的损耗主要来自10/0.4 kV电力变压器和0.4 kV线缆两部分，采用基于三绕组 Table 1 Voltage dro 配电电压 0.4 kV 0.66 kV 1 kV 3 kV 5 kV 10 kV 同一负荷 1 0.37 0.16 0.018 0.0064 0.0016 负荷增加一倍 2 0.73 0.32 0.035 0.0128 0.0032 表1. 电压降水平 Table 2 Relationships between supply radius and voltag 供电电压 0.4 kV 0.66 kV 1 kV 3 kV 5 kV 10 kV 供电半径 500 m 825 m 1.25 km 3.75 km 12.5 km 25 km 表2. 供电半径与供电电压关系 配变的双电压配电方法后，由于传输相同的功率，线损和电压平方成反比，因此采用补充供电的远距离负荷线路损耗必然会降低，然而增设降压变压器又将带来额外的损耗，且三绕组配电变压器与传统两绕组配电变压器的损耗也不相同，因此要综合比较提高电压后线路减少损耗和增设降压变和更好三绕组配变增加的损耗，确定配电电压和配电方式。 假设一台配变所覆盖的台区中，有m个负荷片区，其中l个为近距离负荷片区，采用0.4 kV直配电方式，需敷设l根线缆；另外m-l个为远距离负荷片区，采用U m kV的配电方式。采用补充电压U m kV配电方式时，U m /0.4 kV降压变压器就装于该负荷片区内，接至用户的0.4 kV出线很短可忽略，因此为远距离负荷片区供电需敷设m-l根线缆和m-l个降压变压器。三绕组配电变压器的有功损耗ΔP 1 为： (5) 式中：P o 0 为三绕组配变的空载损耗；S 1 、S 2 、S 3 表示三绕组配变高、中、低压侧的负载容量； 、 、 表示三绕组配变高、中、低压侧额定容量；P k 10 、P k 20 、P k 30 分别为三绕组配变高、中、低压侧的短路损耗。 降压变压器的有功损耗ΔP 2 ： (6) 式中：P ox 为安装在第x个远距离负荷处的U m /0.4 kV降压变压器的空载损耗；β x 为为降压变压器x的负载系数；P kx 为降压变压器x的短路损耗。 考虑负荷大小、分布情况、供电半径、线缆型号和三相不平衡等因素的影响，所选配电电压的台区内配电线缆的损耗ΔP 3 确定方法如下： (7) 式中：α x 、K x 、I av.x 分别为线缆x的线损增加率(因负荷三相不平衡引起)、负荷形状系数、平均电流大小；ρ x 为第x条线缆的电阻率。 根据GB 1094.1-2013关于电力变压器的制造要求 [ 22 ] ，100 kVA以下S11系列的降压配电变压器半载和全载情况下的损耗如表4所示。 假设功率因素为1，变压器半载，在各种不同截面电缆(铝芯)条件下对500 m外负荷进行供电采用1 kV供电的损耗相比0.4 kV直配电方式的损耗之差，如表5所示。 Table 3 Relationships between transmission capacity and voltag 供电电压 0.4 kV 0.66 kV 1 kV 3 kV 5 kV 10 kV 供电半径 1 1.65 2.5 7.5 12.5 25 表3. 输电能力与电压关系 Table 4 Loss of S11 power transformers under 100 kV 容量 30 kVA 50 kVA 63 kVA 80 kVA 100 kVA 低压侧额定电流A 43.30 72.17 90.94 115.47 144.34 半载损耗kW 0.25 0.347 0.41 0.492 0.575 满载损耗kW 0.7 1 1.19 1.43 1.7 表4. 100 kVA及以下S11系列电力变压器的损耗表 Table 5 Loss deduction of different sectional areas’ cables under 0.4 kV and 1 kV power suppl 电缆截面积mm 2 半载电流A 21.65 36.09 45.47 57.74 72.17 240 176.1724 142.3552 84.3656 −32.5924 −245.344 185 153.1396 78.3556 −17.2324 −196.4176 −501.2836 150 128.3344 9.4252 −126.6424 −372.8512 −776.9212 120 100.5808 −67.7036 −249.0808 −570.2848 −1085.3692 95 61.0084 −177.6596 −423.6244 −851.7352 −1525.0672 70 −11.6348 −379.52 −744.0508 −1368.4192 −2332.282 50 −128.5712 −704.4656 −1259.8528 −2200.162 −3631.7032 表5. 变压器半载情况下0.4 kV和1 kV供电各种不同截面电缆线损降低情况 表5中，数值为正的表示采用1 kV供电后线损加上降压变压器损耗比0.4 kV直配电大，负的相反，可见在由配电变压器引起的损耗变化不大的情况下，相同输电条件和负荷条件，提升配电网电压对降损有一定作用。特别对于配电线径较细而负荷很大的线路，提升配电电压降损效果十分显著。
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user: 4. 结论 针对传统0.4 kV低压直配电方式在“星云状”负荷和“卫星式”负荷配电过程中的线路损耗和电压质量问题，本文提出一种双电压配电方法，运用三绕组配电变压器输出两种不同电压的特性，对不满足10 kV供电要求的较远距离负荷进行供电，并分析其效益及可行性，对兼顾近距离组团负荷与远距离分散负荷的节能高效配电需求问题有较好的实用性。
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user: 摘 要 随着基于模块化多电平换流器的柔性直流输电工程容量和直流侧电压等级的提高，对子模块电容平衡控制提出了更高的要求。为降低众多子模块均压排序的计算量及MMC开关损耗，提出一种基于分治思想和快速排序算法的改进子模块电容电压均衡控制策略。根据每个控制周期的投切控制指令和桥臂充放电状态，将待投切子模块电容电压值进行两轮分组，然后根据具体投切数量在最小范围内选取与额定电容电压差值较大的子模块进行投切操作，从而避免对所有子模块进行重复排序。最后，通过在PSCAD/EMTDC中搭建MMC模型对本文方法进行了验证，结果表明该策略可以有效减小排序计算量并降低MMC开关损耗。 关键词 :模块化多电平换流器，子模块，电容电压均衡控制策略，快速排序法，开关频率 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 MMC-HVDC采用子模块级联型拓扑，具有模块化结构易于扩展、低次谐波含量低、损耗小的优点 [ 1 ] [ 2 ] ，使得基于模块化多电平换流器的柔性直流输电得到广泛的应用。 模块化多电平换流器直流侧储能由多个子模块直流电容电压串联维持，直流侧电压的控制不仅需要控制总直流电压，而且还需要对各个子模块电容电压进行均衡控制。目前，传统基于排序的传统子模块电容电压平衡控制算法会产生较大的计算量和较高的开关频率 [ 3 ] 。 为提高优化子模块电压均压策略，国内外学者在均压控制策略方面也有一定的研究工作。文献 [ 4 ] 提出了适用于载波相移-正弦脉宽调制策略的MMC电容电压优化平衡控制方法，但不适应于最近电平逼近的调制策略。文献 [ 5 ] 通过改进传统均压控制法降低开关频率，但增加了控制器计算量；文献 [ 6 ] 根据电流方向触发导通的传统均压法分别引入双保持因子与能量均衡因子，使子模块间的能量保持相对平衡；文献 [ 7 ] 采用质因子分解法提出一种优化的混合排序法，通过引入希尔排序算法大幅降低了排序次数。文献 [ 8 ] [ 9 ] 基于冒泡法分别得到投入、退出状态的电压最值子模块，可在较少计算量下实现电容电压的均衡控制，但排序算法的复杂度仍有降低的空间。 针对现有排序方法普遍存在的排序算法效率和开关频率损耗不容易同时满足的问题，本文基于快速排序法，根据导通子模块中桥臂电流方向及子模块电容电压大小，对三相6个桥臂均先选合适的分界元素将子模块电容电压值分为独立的两组值，然后采用分治策略思想对MMC子模块电容电压进行选择排序，不对每一桥臂所有子模块进行完全排序，降低传统排序计算时间，能更有效地提升MMC桥臂子模块电容均压算法的计算速度。
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user: 2. MMC直流输电基本结构 如图1所示，a) 为MMC型直流输电拓扑一端的系统结构，其中每个桥臂由n个子模块和一个电抗器L串联构成，上下两个桥臂构成一个相单元。b) 为半桥结构的柔性直流输电MMC子模块 [ 4 ] 。u C 为子模块电容电压瞬时值，在稳态下的直流分量为U C 。u SM 、i SM 分别为子模块的输出电压和电流的瞬时值。反并联二极管时，规定S i1 = 1，S i2 = 0，子模块为“投入”状态，此时子模块电容C在i SM 的作用下充电或放电，u SM = u C ；反之，i SM 流过下侧的 或反并联二极管时，规定S i1 = 0，S i2 = 1，称该子模块为“切除”状态；理论上不允许上下IGBT都流过电流的情况发生，若S i1 = 0，S i2 = 0则子模块闭锁。
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user: 3. 基于快速排序法的电容电压均衡控制策略 3.1. 总体控制流程 图2为基于快速排序法的MMC子模块电容电压平衡控制算法控制方法流程图。本文所述方法在已知某次需要投入子模块个数时，根据模块充放电状态，自定义电压基准值对待投切子模块电容电压进行多轮筛选以确定进行快速排序的最小子模块电压范围，避免对每个桥臂所有子模块电容电压进行排序，可在桥臂子模块数量较多时，在较低开关频率下实现电压的均衡控制，相比于直接基于电容电压排序的均衡控制策略减小子模块电容电压总排序计算次数，计算量较小。具体实现步骤如下： ① 定义两个数组A[x n − 1 ]、B[y m − 1 ]分别存放桥臂中未投入的N个以及处于投入状态的M个子模块电容电压值。 ② 根据换流站控制层给出的下一个控制周期需投入或切除的子模块个数，判断以子模块电压额定值U N 为分界元素进行第一轮初步排序的数组元素来源于已投数组还是待投数组。 需投ΔN个子模块时，根据桥臂电流充放电状态，选取进行第二轮排序的分界元素以及A[x n − 1 ]中需进行第二轮排序的元素；此后，比较A[x n − 1 ]低-低压值类子模块个数或是A[x n − 1 ]高-高压值类子模块个数 图1. MMC的拓扑结构 图2. 电压均衡控制算法流程图 与ΔN的大小，选取后续快速排序的数组元素。需切ΔN个子模块时，不论桥臂电流方向，均以1.05U N 为分界元素对B[y m − 1 ]高压值类数组中的子模块电容电压值进行初步排序，并根据B[y m-1 ]高-高压值类子模块个数与ΔN的差值，确定进行完整快速排序法以及需投入的的数组元素。 ③ 最后，等待下一个控制周期，重复步骤1-步骤4。 3.2. 需投入子模块情况均压控制策略 在原有电容电压控制策略基础上，本文基于快速排序法思想，在读取某时换流站控制层实测电压值后，将已投的M个子模块电容电压存入数组B[y m − 1 ]中，y m 代表投入子模块序号，同理设定数组A[x n − 1 ]用于存放控制层实时测量的待投入子模块电容电压值，根据ΔN的正负，判断是进行一轮排序的元素来源于数组A[x n − 1 ]或是B[y m − 1 ]，具体算法如下所示，图3~图5旨在根据换流站控制层投切指令和桥臂电流方向，确定最小的子模块排序范围，避免针对所有子模块进行排序增加计算量。 如图3，当桥臂电流I arm 为充电方向时，以U N 为分界元素进行快速排序法的第一个步骤后将数组分为电容电压大于U N 和小于U N 的独立两组，A[x 0 ]~A[x N1 − 1 ]及A[x N1 ]~A[x N − 1 ]内部的子模块电压大小顺序仍然是乱序。选择N 1 个元素A[x 0 ]~A[x N1 − 1 ]，以0.95U N 为第二个分界元素对其进行初步排序，得到低于0.95U N 的a 1 个元素A[x 0 ]~A[x a1 − 1 ]和高于0.95U N 的a 2 个元素A[x a1 ]~A[x N1 − 1 ]，两组元素内部的子模块电压大小顺序仍是乱序。 若a 1 < ΔN，则对A[x N − 1 ]低-高压值类数组进行快速排序，并选取其中电压最小的ΔN-a 1 个电压所对应子模块和A[x N-1 ]低-低压值类数组中所对应的全部子模块投入；如果a 1 > ΔN，则对A[x N-1 ]低-低压值类数组进行快速排序，并选取其中电压最小的ΔN个电压所对应子模块投入。 图3. 桥臂电流充电时均压控制算法流程图 图4. 桥臂电流放电时均压控制算法流程图 图5. ΔN < 0时均压控制策略流程图 如图4所示，当桥臂电流I arm 为放电方向时，选择N 2 个元素A[x N1 ]~A[x N − 1 ]，以1.05U N 为分界元素对其进行初步排序，得到低于1.05U N 的a 3 个元素A[x N1 ]~A[x N1 + a3 − 1 ]以及高于1.05U N 的a 4 个元素A[x N1 + a3 ]~A[x N − 1 ]。 若ΔN < a 1 ，则对A[x N1+a3 ]~A[x N − 1 ]中元素进行快速排序，选出需投的电容电压较高的ΔN个子模块投入；若a 4 < ΔN，则对A[x N1 ]~A[x N1+a3 − 1 ]使用快速排序法，选择电容电压最高的ΔN-a 4 个对应的子模块和A[x N1 + a3 ]~A[x N − 1 ]对应的子模块投入。 选取合适的组别进行完整的快速排序法运算选出需投子模块，执行完后跳至步骤5。 3.3. 需切除子模块情况均压控制策略 如图5所示，需切子模块在初步排序后，分为低于U N 的N 3 个元素B[y 0 ]~B[y N3-1 ]以及高于U N 的N 4 个元素B[y N3 ]~B[y M-1 ] (N 3 + N 4 = M)之后，选择B[y N3 ]~B[y M-1 ]，以1.05U N 为基准对B[y N3 ]~B[y M − 1 ]进行快速排序法的第一个步骤，得到低于1.05U N 的b 1 个元素B[y N3 ]~B[y N3 + b1 − 1 ]以及高于1.05U N 的b 2 个元素B[y N3 + b1 ]~B[y M − 1 ]。若M-ΔN < b 2 ，则对B[y N3 + b1 ]~B[y M − 1 ]进行快速排序法，选出需切除的电容电压最高的ΔN个子模块；若b 2 < ΔN，则对B[y N3 ]~B[y N3 + b1 − 1 ]进行快速排序法，选出其中电容电压最高的△N-b 2 个子模块与b 2 个元素B[y N3+b1 ]~B[y M-1 ]对应的子模块切除。 在桥臂子模块与投切个数较多的情况下采用本文基于快速排序的控制方法，更多得依赖于程序对数据的处理而不是过多开关各个子模块，相对于具有很高开关频率的传统均压控制方法，本方法具有比较低的开关频率，与高操作性与高效性。
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user: 4. 仿真结果分析 为验证本文所提电压均衡控制策略对计算量的优化效果，在PSCAD/EMTDC仿真平台上分别搭建了41、201以及401电平MMC-HVDC输电系统，如图6所示，对本文提出的基于快速排序原理的均压控制策略有效性进行验证。其中，仿真步长为20 μs，交流系统的额定电压均为220 kV，直流线路电压为±200kV，传送容量为600 MW。子模块电容值为3000 mF，环流电抗器电感值为0.04 H。 以整流换流站a相上桥臂子模块为研究对象，图7和图8分别为采用基于冒泡算法和本文所提算法 图6. MMC-HVDC系统结构图 图7. 基于冒泡算法的子模块开关频率 图8. 基于本文算法的子模块开关频率 Table 1 Calculation contrast in normal condition 电平数 本文所提电压均衡策略 基于冒泡法的均压控制策略 较好情况 较坏情况 41 231 820 399.75~820 201 1526 5151 9999.75~20100 401 5551 20301 39999.75~80200 表1. 正常情况计算量对比 得到触发信号波形。在采用基于快速排序算法的均压策略下，子模块IGBT的开关次数明显得到减低。 对于桥臂子模块总数为n的MMC，每次冒泡计算量为n − 1，算法需要执行n/2(n/2-1)~n(n-1)/2次比较指令 [ 10 ] ，本文所述的基于快速排序法的计算量与采用冒泡算法的计算量对比如表1所示。由表1可得，随着电平数的增加，本文采用的快速排序方法具有更加明显的优势。
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user: 5. 结论 本文提出一种基于快速排序法的改进MMC子模块电压均衡控制方法，以期用较小的计算量来实现子模块电容电压均衡控制。与基于冒泡法的传统排序方法相比较，本文算法针对子模块数量较多的情况，明显减小了开关频率损耗。在PSCAD/EMTDC仿真软件上搭建了MMC-HVDC仿真模型，对本文所提排序算法进行验证，结果表明本文方法可以实现较小开关频率的同时，明显减小排序计算量。
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user: 本色或演技？
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user: 摘 要 目的：本文旨在探讨印象管理与组织公民行为二者的关系及野心家取向在该关系中的调节作用。方法：使用印象管理量表、组织公民行为量表、野心家取向量表对557名员工进行了数据收集；使用SPSS 22.0进行数据录入及后续相关、回归分析；使用process插件进行简单斜率检验；使用excel绘制简单效应分析图。统计结果表明：(1) 印象管理与组织公民行为显著正相关(r = .31， p < .001)；印象管理和野心家取向显著正相关(r = .44， p < .001)。(2) 野心家取向在印象管理和组织公民行为之间起着调节作用(F = 10.92， t = 2.55， p < .05)。结论：高野心家取向的员工更有可能出于印象管理动机表现组织公民行为(即好演员)，而低野心家取向的员工则相较而言更可能是好战士。企业或组织可在必要时将野心家取向量表作为人员测评、选拔的工具之一。 关键词 :野心家取向，印象管理，组织公民行为，调节作用 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 组织公民行为(Organizational Citizenship Behavior)这一概念及其结构是由Bateman和Organ于1983年正式提出的，Organ将其定义为：员工自发产生的，并非正式奖励系统直接或明确规定的，但总的来说对组织有效运营有益的行为(Bolino， 1999)。自此，组织公民行为得到了大量研究者的关注。研究者广泛认为表现出组织公民行为的个体是企业或组织的“好战士”，他们做出好的行为是为了企业更好地发展。但Bolino却于1999年提出了“好演员”的概念，他认为在组织中地位受到威胁或者角色内行为表现下降的个体也较容易出于抵消过错或印象管理动机而表现组织公民行为，并称这类人为“好演员”。 印象管理(Impression Management)是由美国社会学家Goffman提出的，直到20世纪50年代后期，这一概念才逐渐得到关注和研究。目前得到普遍接受的印象管理的概念是：人们通过一定的方式去控制或影响他人对自己形成的印象的过程(房玲，2005)。简单的说就是个体在不同情境下的同一他人或不同他人面前，会为了给其留下不同印象而采取不同的行为方式(为了让他人觉得自己出身在书香门第而刻意表现的彬彬有礼、引经据典；为了让他人觉得自己极富爱心而刻意宣扬自己为数不多的捐赠之举等)。这一心理现象在人际交往中普遍存在，尤其明显的是表现在求职、面试等活动中，因此印象管理也受到了管理学、心理学的高度关注。 以往研究表明(樊耘，颜静，马贵梅，2014；魏江茹，2006)，员工做出组织公民行为既可能是为了提升组织利益(即本文所指的好战士)；但也可能是为了利用这一表象向职场重要人物表示自己是可以信赖的、值得托付的(即本文所指的好演员)，以此获得组织公民行为所能带来的有利的上级(或组织)评价(Miao， Newman， & Huang， 2014; Newman， Nielsen， & Miao， 2014; Jennifer， Long， & Simon， 2013)及更多晋升机会(Tammy， 2006)。Hui， Lam和Law (2000)的研究表明，组织公民行为存在“工具性”成分，有些员工是出于印象管理动机而表现组织公民行为(即好演员)。国内也有研究发现：在控制了公平感后，印象管理能够显著预测上级评价的员工组织公民行为(郭晓薇，李成彦，2005)。印象管理的各个维度都与组织公民行为显著正相关(叶泽川，张永久，2013；张永久，2013)；印象管理与组织公民行为的各维度也显著正相关(崔勋，瞿皎姣，2014)。 以上研究说明：组织中并存着好演员和好战士两种员工。虽然表面上两类人都能给组织带来利益，但研究发现当好演员的短期目标(晋升)得以实现后，他们的组织公民行为表现水平会明显降低(Hui， Lam， & Law， 2000)，而且他们更倾向于在领导能观察到的范围内表现组织公民行为(Bolino， 1999；郭晓薇，2004；郭晓薇，李成彦，2005；邱环，2010)。而好战士则不会或较少会表现出该倾向。该结果说明，好员工才是组织长期有效发展的不竭动力。因此，找到合适的指标对外在表现形式相似的两者进行区别对组织长期有效发展来说是极有必要的。 野心家取向是员工以非绩效的方式追求职业生涯发展的倾向(Feldman & Weitz， 1991；杨越，谢员，秦晨曦，2016)。以往研究发现，野心家取向高的员工具有强烈的获得职业成功的动机，且他们认为仅仅依靠绩效很难获得职业生涯发展(Bolino， 1999; Feldman & Weitz， 1991)。因此，与努力工作相比该类员工会较多地选择运用印象管理、组织政治行为、欺骗操纵等策略来辅助自己的职业发展(Hsiung， Lin， & Lin， 2012；杨越，谢员，秦晨曦，2016)。而且由于组织公民行为与实现印象管理的目标相关，所以野心家取向的个体更可能会积极做出组织公民行为(Bolino， 1999)。这些研究也许能传达给我们这样的信息——野心家取向高的个体更容易因印象管理动机表现出较多组织公民行为(此时印象管理与组织公民行为间的关系较强烈)，员工确属一名好演员；而野心家取向低的个体则不会或较少会表现出这种倾向(此时印象管理与组织公民行为间的关系相对较弱)，此时员工便是好战士。即野心家取向在印象管理和组织公民行为关系间扮演着调节变量的角色，能调节二者间关系的强弱。 综上，本文将对野心家取向这一变量能否帮助企业分辨好演员和好战士进行探索。对这一问题的探讨有利于企业更好地掌握组织内员工的情况，从而有针对性地赞誉、提拔真正有利于企业长期发展的员工。 本文在前人文献的基础上提出以下假设： H1：印象管理与组织公民行为正相关。 H2：野心家取向对印象管理下的组织公民行为具有调节作用。
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user: 2. 研究设计 2.1. 研究方法 以企事业单位工龄超过半年的员工为被试。采用问卷调查法对文章涉及的变量进行数据收集，通过网络渠道和纸质问卷发放共收集到问卷557份，其中有效问卷501份，有效率为89.95%。 2.2. 研究工具 印象管理量表：采用张永久(2013)修订的印象管理量表，该量表包含领导聚焦、工作聚焦和自我聚焦三个维度，共24个项目。量表具有较好的信效度(叶泽川，张永久，2013；张永久，2013)，计分方式是李克特5点记分，从“完全不符合”到“完全符合”分别赋予1~5的分值。该量表在本次测量中的Cronbach’s α系数为.89。 组织公民行为量表：采用胡琪波(2014)修订的组织公民行为量表，该量表包含指向个人的组织公民行为和指向组织的组织公民行为两个维度，共9个项目。量表具有较好的信效度(胡琪波，2014)。问卷在计分方式上采用李克特五点计分，从“完全不符合”到“完全符合”分别赋予1~5的分值。该量表在本次测量中的Cronbach’s α系数为.86。 野心家取向量表：采用杨越(2016)修订的野心家取向量表，该量表包含人际关系、对雇主不坦诚、生涯目标与组织利益不一致、印象管理和欺骗操纵五个维度，共18个项目，其中“与上司打交道时，应坦率、诚实”为反向计分题。量表具有较好的信效度(杨越，2016)，在计分方式上采用李克特五点计分，从“完全不同意”到“完全同意”分别赋予1~5的分值。本次测量中该量表的Cronbach’s α系数为.85。
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user: 3. 研究结果 3.1. 描述性统计 无效数据剔除后，本研究使用SPSS22.0软件对被试的基本情况进行了分析。被试群体中男性有125人，占总人数的46.60%；女性有143人，是总人数的53.40%。在年龄分布方面，被试多处于20~29这一年龄段，共214人，占总人数的79.90%。另外，被试中本科及以下的个体较多，分别有148、94人、所占比例分别为55.20%和35.10%。在婚姻状况方面，或许与年龄分布有关，73.10%的被试处于未婚状态，共196人。66.10%的被试工作年限在3年以下，3~5年工作年限的被试最少，5年以上的被试有64人，占总人数的23.90%。此外，被试中有119人所属单位为民营企业，该类被试占总被试的44.40%。且被试中处于普通员工职位的共184人，占据了总人数的68.70% (以上部分数据进行了四舍五入)。 3.2. 共同方法偏差检验 本研究需要的数据均通过自我报告法获得，所以可能会存在共同方法偏差的问题。尽管施测前已向被试澄清：问卷完全保密且不涉及任何私人信息，但仍无法保证完全消除该问题。因此，本文采用Harman单因子检验进行了共同方法偏差检验(周浩，龙立荣，2004)。结果显示未旋转第一个因子解释的变异量为18.74%，远小于40%的临界标准，且特征值大于1的因子共有12个。该结果说明本研究的共同方法偏差不明显。 3.3. 相关分析 本研究对三个量表总分进行了相关分析(见表1)，发现印象管理与组织公民行为显著正相关(r = .31， p < .001)，印象管理与野心家取向也显著正相关(r = .44， p < .001)，组织公民行为与野心家取向间相关不显著(p = .19)。 3.4. 回归及调节效应分析 对印象管理总分和野心家取向总分进行中心化，并获得两者中心化后的乘积项。在控制了性别、年龄、学历、婚姻状况、等人口学变量的情况下进行调节效应分析。 Table 1 Correlation analysi 变量 1 2 3 1 印象管理 1 2 野心家取向 .44 *** 1 3 组织公民行为 .31 *** −.06 1 表1. 相关分析 注： *** p < .001 方程1：检验自变量和调节变量对因变量的主效应。多重回归分析表明，总回归方程显著，F(10， 488) = 11.50，p < .001，所有预测变量对组织公民行为的解释率(R 2 )为.19。 方程2：检验自变量与调节变量交互项的效应。多重回归分析表明，总回归方程显著，F(11， 487) = 10.92， p < .001，所有预测变量对组织公民行为的解释率(R 2 )为.20，标准化回归系数β为0.09，p = .038 < .05。如下表2所示，表明野心家取向对印象管理和组织公民行为间的调节作用显著。 本研究进一步利用process进行了简单斜率检验，并根据回归方程分别取自变量和调节变量为平均数正负一个标准差时的值，利用Excel绘制了简单效应分析图(如下图1)。结果发现：当野心家取向较高时，印象管理随着组织公民行为的提高而显著提高(B = 2.12， SE = .25， p < .001)；当野心家取向较低时，组织公民行为的高低受印象管理的影响相对较弱(B = 1.52， SE = .25， p < .001)。该结果说明在野心家取向高的情况下，印象管理对组织公民行为的预测作用能够明显提高，验证了野心家取向调节作用的存在。 另外，在回归中值得注意的是：除调节作用外，结果还显示，野心家取向与组织公民行为间显著负相关(p < .001)。这一结果与相关分析得出的结论不一致。
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user: 4. 讨论 4.1. 结果讨论 研究假设1得到了验证，印象管理与组织公民行为显著正相关(r = .31， p < .001)。这一结果与之前研究者得到的结果不谋而合(崔勋，瞿皎姣，2014；郭晓薇，李成彦，2005；高日光，李胜兰，2015；叶泽川，张永久，2013；张永久，2013)。研究的假设2也得到了验证，野心家取向在印象管理与组织公民行为的关系间起着调节变量的作用(F = 10.92， t = 2.55， p < .05)。证实了对高野心家取向的员工来说，印象管理对组织公民行为的影响较大(更容易因印象管理动机表现出组织公民行为)，相反，对低野心家取向的员工来说，印象管理对组织公民行为的影响便较小，即高野心家取向的员工更可能是好演员，低野心家取向的员工更可能是好战士。 此外，本研究还发现：(1) 野心家取向与印象管理这两个变量间也显著正相关(r = .44， p < .001)。(2) 在控制无关变量的情况下对各变量进行的回归发现野心家取向与组织公民行为间存在显著负相关；虽然进行简单相关时发现野心家取向与组织公民行为间相关不显著(r = −.06， p > .05)，但考虑到负相关的结果比简单相关更为科学、严谨，所以本研究认为野心家取向与组织公民行为显著负相关。这一结论与Adams， Srivastava， Herriot，和Patterson于2013年得到的结果一致。却与Bolino (1999)和Hsiung， Lin和Lin (2012)得出的结果截然相反。为何同样的研究得到的却是不同的结果，是否因为存在某些未被发现的因素在其中起着调节或中介变量的作用？因此，对该关系的内部机制探索仍需付诸较多努力。 4.2. 研究的实践意义 由研究结果可以了解，野心家取向高的个体更有可能因印象管理动机表现组织公民行为。而且结合 Table 2 Regression analysi 变量 方程1 (效标：组织公民行为) 方程2 (效标：组织公民行为) B SE β B SE β 性别 .14 .37 .02 .18 .37 .02 年龄 .24 .33 .05 .28 .33 .05 学历 −.09 .29 −.01 −.05 .29 −.01 婚姻状况 .71 .59 .08 .70 .59 .08 工作年限 .34 .24 .10 .34 .24 .10 职业类型 -.00 .05 -.00 −.00 .05 -.00 单位性质 .05 .15 .02 .06 .15 .02 职位高低 .18 .23 .04 .18 .23 .04 印象管理 1.82 .20 .42 *** 1.82 .20 .42 *** 野心家取向 −1.09 .20 −.25 *** −1.18 .20 −.27 *** 印象管理*野心家取向 .30 .15 .09 * R 2 .19 .20 F 11.50 *** 10.92 *** 表2. 回归分析 注：N = 501. * p < .05， ** p < .01， *** p < .001 图1. 野心家取向在印象管理和组织公民行为关系中的调节作用 相关参考文献(Bolino， 1999；郭晓薇，2004；郭晓薇，李成彦，2005；邱环，2010)可以发现，印象管理的个体会更多地选择在领导可以观察到的范围内表现组织公民行为。因此，如果单方面将主管评价作为绩效考核或管理晋升的标准，那么便很有可能被高野心家取向个体设置的表象所迷惑，得出他们是好战士而非好演员的结论。因此，本研究建议在绩效考评时应采集多方面的信息进行综合评价。本文也在一定程度上佐证了英特尔公司提出的360度绩效考评法的科学性。 另外，本研究假设2得到了验证，该结果说明，野心家取向较高的个体具有更大的可能性出于印象管理的动机实施组织公民行为。因此，在更为精密的测评手段出现之前，企业管理者可考虑在重大测评选拔中将野心家取向作为评选的标准之一。增大选择出真正好战士的几率，同时也可以在一定程度上控制和避免高野心家取向员工所具有的满意度低(Cerdin & Le Pargneux， 2014)、离职意向高(Chay & Aryee， 1999; Feldman & Weitz， 1991)的弊端。
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user: 摘 要 初中生正处于身心迅速发展的时期，面临着生理的快速发展和心理发展的相对滞后的矛盾，也是最容易产生困扰和心理问题的时期。本研究采用问卷法以广州市某民办初中的343名初中生为被试了解广州市民办初中生心理健康现状，探讨民办初中生的心理健康问题的特点。结果发现：1) 民办学校初中生的心理健康状况比较良好。2) 男生的心理健康水平在抑郁、考试焦虑方面显著高于女生，初二学生的心理健康水平显著低于初一学生，特别是考试焦虑、人际关系紧张、适应不良性方面。3) 学生学习成绩、父母的受教育程度也会影响学生的心理健康水平。 关键词 :广州市，民办学校初中生，心理健康 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 1985年国家颁布《中共中央关于教育体制改革的决定》中提到“要把发展基础教育的责任交给地方”。之后在广州市政府的支持和引导下，广州市民办基础教育兴起并快速发展起来，21世纪初，由于国家与政府对民办教育的重视，并把民办教育提到了国家规划中，广州市的民办教育再一次快速发展(曾晓玲，2011)。同时广州各名校由于国家示范性高中的要求，示范性高中不能再办初中部因此只能将初中部规划为民办公立初中。到2009年，广州市的民办初中已有138所，总体来说，广州市的民办学校管理好，办学质量高。 由于民办学校自筹经费，自主招生，收费高于普通的公立学校，从而决定了生源的特殊性。1) 广州市民办初中生入学一般要通过竞争激烈的小升初考试，学习成绩一般会高于普通公立学校学生，而学校要靠升学成绩及学校声誉、知名度等方面来保持招生量，为了保证自己的教学质量，各方面要求也会高于普通公立学校，因此学生的学业压力可能会过大。2) 除了小部分民校由于在市区，不能提供住宿外，大部分民办初中施行寄宿制，老师同学接触增加，从而导致同学之间矛盾增多；在锻炼学生独立生活能力的同时，也使民办学校初中生面对的生活烦恼增加。3) 广州市民办的初中生多来自比较富裕的家庭，父母多为企业家或者知识分子，重视孩子的教育，因此会给予孩子比较大的压力，并因为广州市的民办初中实行全封闭管理，学生只有周末才能回家，因此学生与家长之间的交流较少。 初中生处于生命成长过程当中一个特殊的从稚嫩走向成熟的过渡阶段和发展时期，面临着生理的快速发展和心理发展的相对滞后的矛盾，也是最容易产生困扰和心理问题的时期。近年来随着人们对心理健康的重视，青少年的心理健康情况成为研究的热点(燕子涵，2014)。从广州市民办初中的生源特点来看，广州市的民办初中的学生所面临的人际关系问题、学业压力以及青春期问题与普通公立学校相比有过之而无不及。他们的心理健康状况应该得到社会，尤其是教育工作者、心理工作者的广泛关注，只有正确认识和把握民办学校初中生的健康状况，才能对症施教，更有效的提高学生的心理素质，从而更好的提高学校的教育质量。 本研究将对广州市某民办初中进行一次较为深入的调查，以期能够通过这一“点”的研究，为广州市民办学校学生的心理健康教育的运行和管理提供一些可行性的对策建议，希望广州市民办初中越来越好，让更多人收益。本研究的目标如下： 1) 了解广州市民办初中学生的心理健康现状。 2) 探讨广州市民办初中学生心理健康问题的特点及形成原因。 3) 对广州市民办初中学生心理健康教育提出可行性建议。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 从广州市某民办初中随机在初一、初二各抽取4个班进行问卷调查。共计发放问卷364份，剔除无效问卷21份，有效问卷343份，有效率为93%。调查对象的基本情况如表1所示。 2.2. 研究工具 本研究采用王极盛等(1997)编制的《中学生心理健康量表》，本量表由10个分量表组成，分别是强迫症状、敌对、人际关系紧张与敏感、抑郁、应激、考试焦虑、学习压力、适应不良、情绪不平衡、心理不平衡等，共有60个项目，采用5级评分制，得分越低，说明心理健康水平越高。根据得分可将学生心理健康水平划分为四个等级：无心理问题、轻度心理问题、中度心理问题和重度心理问题。 在本研究中，通过SPSS计算得出该量表的内部一致性信度为0.96。 2.3. 统计方法 本研究主要采用EXCEL、SPSS 17.0进行数据分析。
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user: 3. 结果与分析 3.1. EXCEL数据处理 表2数据统计结果表明，学生群体中心理健康的学生占52.8%，有37.9%的学生在心理健康量表的个别因子上存在轻度心理问题，可以通过自我心理调节予以改善和消除9%的学生存在中度心理问题，需要通过自我心理调节或心理老师的引导可以缓解和消除症状。另有8%的学生有重度心理问题。 Table 1 System resulting data of standard experimen 人数 性别 男生 161 女生 182 年级 初一 166 初二 179 独生子女 是 161 否 182 父亲学历 博士、硕士 32 大学/大专 168 高中/中专 82 初中以下 61 母亲学历 博士、硕士 22 大学/大专 150 高中/中专 101 初中以下 70 表1. 标准试验系统结果数据 Table 2 The general situation of students’ psychological health level (n = 343 人数 比例 无需心理干预 健康 181 52.8% 轻度 130 37.9% 需要心理干预 中度 31 9% 重度 3 8% 表2. 学生的心理健康水平总体情况(n = 343) 3.2. SPSS进行T检验 表3数据统计表明，学生在整体心理健康水平上无显著差异，女生的得分高于男生的得分。但在心理健康个别因子上男女生显著存在差异，分别是抑郁方面(p < .01)、考试焦虑方面(p < .05)，这两个方面女生的得分均高于男生。 表4数据统计表明，学生在整体心理健康水平上有显著差异(p < .05)，初二的得分高于初一的得分。在心理健康个别因子上也存在着差异，分别是考试焦虑(p < .01)、人际关系紧张(p < .01)、适应不良性(p < .05)方面，这三个方面初二的得分高于初一。但在学业压力感方面(p < .05)，初一的得分高于初二。 3.3. SPSS进行方差分析 表5数据统计表明，不同的学习成绩对学业压力感的影响是极其显著的；对人际关系紧张的影响是显著的；对情绪波动性的影响是边缘显著的。 表6显示的是对学业压力感、人际关系紧张、情绪波动性三个方面进行方差分析多重比较的结果，结果显示，在学业压力感方面中，成绩相对优秀的与成绩相对落后的学生存在显著差异。 表7数据统计表明，不同学生的母亲学历对学生整体心理健康水平的影响是边缘显著的，但对心理健康个别因子如学业压力感和心理不平衡性的影响是显著的。 表8显示的是对整体心理健康水平、学业压力感、心理不平衡性三个方面进行方差分析多重比较的结果，结果显示，在学业压力感、心理不平衡性两个方面中，母亲是博士或者硕士和母亲是其他教育水平存在极其显著的差异；在学生整体心理健康水平中，母亲是博士或者硕士与母亲是本科或者大专存在显著差异。 表9数据统计表明，不同学生的父亲学历对心理不平衡性的影响是极其显著的。 表10显示的是对考试焦虑、心理不平衡性两个方面进行方差分析多重比较的结果，结果显示，在心理不平衡性方面中，父亲是博士或者硕士和母亲是其他教育水平存在极其显著的差异。
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user: 5. 结论及建议 1) 本研究所调查的民办初中生的心理健康状况比较良好，这与该民办学校拥有心理咨询中心并定期开展心理健康课程密切相关。开设心理健康课程有利于学生正确认识心理问题，掌握一些心理保健方法，有效舒缓学习生活上的压力，预防心理问题和心理疾病。此外，由于广州市民办初中多是全封闭寄宿制管理，因此学生遇到生活上的烦恼无处倾诉，倘若学校具有心理咨询中心，学生则可以前往心理咨询中心去寻求帮助，心理咨询中心也可以提供场地给学生宣泄心中郁积的不良情绪以减轻压力恢复平静。因此民办学校设立心理咨询中心和开设心理健康教育课程是非常必要的。 2) 男生的心理健康水平在抑郁、考试焦虑方面显著高于女生。女生比男生更早进入青春期，内心情感也比男生丰富细腻，因此民办初中在关注学生心理问题时要多关注女生，可以针对女生开展有关的主题讲座，就男女生交往、青春期的成长、自我身心保护、人际关系的处理等话题让学生进行讨论。教师适时加以点评与引导，做好青春期教育，减少女生的焦虑。 3) 初二学生的心理健康水平显著低于初一学生，特别是考试焦虑、人际关系紧张、适应不良性方面，其他相关研究也显示，学生的心理健康水平会随高年级的增高而降低。民办初中要重点关注高年级，特别是初三年级的学生，中考的压力会带来巨大的学习压力感和考试焦虑。教师要引导学生参加健康积极的文体活动，适当转移注意力，缓解学习带来的疲倦感。要对学生在学习、课外活动中的新奇想法和探索要给予充分的资助和自由，鼓励学生不怕失败，正视失败，激发和鼓励学生的创新精神，培养他们坚强的毅力和不怕挫折的心理素质。 4) 学生学习成绩、父母的受教育程度也会影响学生的心理健康水平。民办初中在处理学生心理问题时也要关注这两个方面，可以从这两个方面入手，结合具体情况分析学生心理问题的来源，以便更好地帮助学生从心理困境中走出来。
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user: 摘 要 本文针对伪谱方法在求解不连续或非光滑最优控制问题上的缺点，提出了一种基于密度函数的伪谱网格细化算法，即利用Radau伪谱方法将原连续时间最优控制问题转化为非线性规划问题，取相邻配点的中点作为采样点，将动态约束在采样点上的残差作为近似解的误差评估准则；对于不满足求解精度要求的区间，利用轨迹曲率密度函数及其累积分布函数的性质将该区间进行细化。该算法能够捕捉到状态变量和控制变量的任意不连续性和非平滑性，通过有效的计算方式改进解的精度。仿真算例验证了算法的有效性。 关键词 :最优控制问题，Radau伪谱方法，网格细化，密度函数 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 近年来，伪谱法在求解无穷光滑问题时的指数收敛速度 [ 1 ] [ 2 ] 吸引了大量学者的关注，尤其是在航空航天领域，如高超声速飞行器再入轨迹快速优化 [ 3 ] 、固体运载火箭上升段轨迹优化 [ 4 ] 、再入预测校正制导 [ 5 ] 等。伪谱方法属于传统优化方法——配点法的一种。随着对配点法的深入研究，学者们逐渐发现，解的精度不仅与节点的个数、分布形状相关，还与其配置方式有关。伪谱法虽然在节点的分布形状上比传统的局部配点法(h法)具有优势——两端密集、中间稀疏的分布特点能够避免龙格现象的发生，但其配置方式是固定的(单区间分布)，不能够有效地捕捉解的不连续性和非平滑特性。这种固定的节点分布方式导致了其在求解不连续或非光滑最优控制问题时，可能会出现得不到最优解或使用高维数的插值多项式也得不到理想近似解的情况发生。针对这种情况，文献 [ 6 ] 提出了一种伪谱法节点法，通过将时间区间在不连续点或奇点处划分为多个小块，在每个区间内采用全局插值多项式近似函数，但对于大多数最优控制问题来说，不连续点和奇点的个数及位置是不可能提前获知的。因此，有必要对伪谱网格细化算法进行研究。 目前，关于网格细化算法的研究主要集中在h法上，大量的学者对静态网格细化算法和动态网格细化算法进行了深入研究。文献 [ 7 ] 针对多目标优化提出了一种基于代理模型的自适应网格细化算法；文献 [ 8 ] 针对再入飞行器提出了一种基于自适应可变伪谱插值法的在线轨迹优化算法。文献 [ 9 ] [ 10 ] 提出了一种基于节点密度函数的网格细化算法，虽然避免了传统h法的等间距节点分布方式，一定程度上提高了近似解的精度和计算效率，但达不到伪谱方法的收敛速度。 本文将密度函数引入伪谱方法中，提出了一种基于密度函数的伪谱网格细化算法。利用轨迹曲率在一定程度上反映了解的平滑性的特点，基于轨迹曲率密度函数及其累积分布函数的性质来捕捉解的不连续性和非光滑性，定义新增区间网点的位置，将区间做进一步细化，利用Radau伪谱法将多区间非线性最优控制问题转化为非线性规划问题，采用SNOPT求解。
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user: 2. 多区间连续时间最优控制问题的一般性描述 传统的单区间连续时间最优控制问题是指，定义状态变量和控制变量，使如式(1)所示的Bolza型代价函数在满足各种约束的条件下达到最小化 (1) 约束条件 (2) 式中， 分别表示动态约束、路径约束、边界约束； 表示Mayer型代价函数， 表示Lagrange型代价函数。 。 多区间非线性最优控制问题是指将问题(1)~(2)的时间区间划分为 个网格子区间 。令 表示第 个子区间内的配点， 表示 个网点。 首先，通过如式(3)所示的时域转换关系，将每个网格子区间的时域 转变为 (3) 逆转换形式为 ，于是 。 接着，进一步利用式(4)将网点 表示为初始时间 ，末端时间 和常数 的函数 (4) 其中， 且 。 注1：通过式(4)的变换后，可将由式(1)~(2)所描述的单区间最优控制问题转化为由式(5)~(6)所描述的多区间最优控制问题。即最小化多区间Bolza型代价函数 (5) 满足约束条件 (6) 注2：对于由式(5)~(6)所描述的多区间最优控制问题，在每个区间内采用Radau伪谱方法将其转化为相应的非线性规划问题。
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user: 3. 伪谱网格细化算法 实施网格细化策略的第一步是要确定解的某种误差评估准则，然后根据这一准则判断需要进一步改进求解精度的区间，并在该区间实施网格细化策略。伪谱方法在离散化过程中是采用Lagrange插值多项式作为基函数来近似状态变量和控制变量的，其优点在于插值点上函数的近似值与实际值相等。因此，在优化求解过程中，若能得到原连续时间最优控制问题的确切解，则动态约束方程应该在配点间的任意点上得到满足。 本文将动态约束方程在配点间的被满足程度作为解的误差判定准则。下面，以第 个网格子区间 为例，对伪谱法网格细化算法的流程加以说明。 3.1. 解的误差判定准则 令 (Lagrange多项式的维数)表示区间的配点数，取相邻配点的中点 作为采样点。将动态约束方程在采样点上的残差作为解的误差评估准则，如式(7)所示： (7) 设 为给定的误差门限值。当式(7)中的每个元素都比小时，认为满足求解精度要求；否则，将该区间做进一步的细化，以改进求解精度。 3.2. 基于曲率密度函数的细化策略 3.2.1. 密度函数的定义 若函数 为一个非负Lebesgue可积函数，且满足 ，则称 为密度函数。与其对应的累积分布函数 可表示为 。任意给定的的非负函数 都可以通过式(8)转化为密度函数 (8) 根据密度函数及其累积分布函数的性质可知: 若在区间 内插入 个点 ，其中， ，则如果知道第 个点 的位置，那么第 个点 的位置可由式(9)确定 (9) 文献 [ 9 ] 指出，基于曲率的密度函数能够生成所求函数曲线的最佳分段线性近似。同时，曲线的曲率在一定程度上还反映了曲线的平滑性。因此，以下选取经过插值后得到的状态轨迹的曲率函数作为进一步细化区间所需的密度函数，通过轨迹曲率密度函数所对应的累积分布函数确定新增加网点的位置。 3.2.2. 新增区间位置的确定 设 表示第 个子区间内，优化得到的离散状态变量经过lagrange插值后得到的状态轨迹，则轨迹曲率函数定义如下： (10) 则由式(10)所定义的曲率函数而构成的密度函数 可表示为 ，其中 为一选定的常数，满足 。于是，与其对应的累积分布函数为 。 参考式(9)，通过 确定新增网点的位置，其中， 可取大于1的任意整数。本章算例中取 ，对于新增加的子区间，同样使用 维的插值多项式来近似状态变量和控制变量。 3.3. 算法流程 注3：图1中 表示 中的最大值，且在算法实施过程中，若 ，则 取值应偏大；若 ，则 取值应偏小。注4。由算法流程可以看出该算法属于一种偏h的伪谱细化过程，为叙述方便用自适应h伪谱法代替伪谱网格细化。
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user: 4. 验证算例 下面，以月球着陆的轨迹优化问题 [ 11 ] 为例，对自适应h伪谱法和自适应p伪谱法的优化性能进行比较分析。 最小化代价函数 满足如下的动态约束、边界条件和控制路径约束 优化结束时自适应h伪谱法和自适应p伪谱法优化策略的节点分布方式如图2所示， 表示程序初始化时对应的子区间个数和每个区间内的配点数。 图3为 精度要求下，采用两种算法在求解上述最优控制问题优化结束时的控制变量和状态变量随时间的变化曲线。结合三图可知：(1) 自适应p伪谱法的节点分布保持两端密集、中间稀疏的特点；而自适应h-Radau伪谱法的节点分布不具备这一特点，它将时间区间进行了划分，图中靠近的三个点属于同一个子区间；(2) 在控制变量表现出不连续性、控制变量表现出非光滑性的位置附近，自适应h伪谱法节点分布比较密集。 图1. 算法流程 图2. 不同伪谱法的节点分布方式 图3. 不同伪谱法下的控制、状态变量随时间变化曲线 上述分析过程表明，对于不连续或非光滑的最优控制问题，自适应h伪谱法能够精确的捕捉状态变量和控制变量的非平滑性和不连续性，自适应p伪谱方法不具备这一特点。 表1 (Ap代表自适应p伪谱法，Ah代表自适应h伪谱法)给出了两种方法在不同精度要求下的仿真结 Table 1 Comparision of optimization result of difference accurac 方法 优化时间 节点数 迭代次数 代价函数 10 −3 Ap(1/20) 0.8141 s 21 1 8.2498 Ah(10/2) 0.3346 s 23 2 8.2483 10 −4 Ap(1/20) 0.9576 s 31 2 8.2472 Ah(10/2) 0.6196 s 31 4 8.2462 10 −5 Ap(1/20) 1.1497 s 41 3 8.2463 Ah(10/2) 0.6846 s 41 4 8.2462 10 −6 Ap(1/20) 2.2034 s 61 5 8.2458 Ah(10/2) 1.0677 s 75 6 8.2462 表1. 不同精度下的优化结果比较 果。从优化时间、节点数、迭代次数和代价函数上对两种方法的进行了比较。分析表1可得到以下结论：(1) 两种方法均能求解相应的最优控制问题，不同精度要求下的代价函数值在8.2458~8.2498之间，相差不大；(2) 随着精度要求的提高，优化所需的节点数、优化时间及迭代次数都在增大，这符合伪谱法求解最优控制问题的特点；(3) 所有精度下，自适应h伪谱法的优化时间均小于自适应p伪谱法；随着求解精度要求的提高，自适应p伪谱方法需要双倍的计算代价才能达到自适应h伪谱法的求解精度。 整个分析过程表明，对于非光滑最优控制问题的求解，自适应h伪谱法能够较精确的捕捉状态变量和控制变量的不连续性及非平滑性，并以较少的计算代价得到较高精度的解。
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user: 5. 结论 本文针对具有不连续性或非平滑性的最优控制问题，给出了一种新的自适应伪谱离散化解法——伪谱网格细化算法，并通过设定解的误差准则，在不满足精度要求的区间引入轨迹曲率密度函数将区间细化。这一自适应过程避免了对解的不连续点和奇点的先验知识。最后通过实例验证了该算法与自适应p伪谱法相比，能够精确的捕捉解的不连续性和非平滑性，以较少的计算代价得到较高精度的解。
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user: 摘 要 目的：本文报告河南林州市2008-2014年7年间上消化道癌筛查中发现的705例病例的近期治疗结果。方法：按照国家《癌症早诊早治技术方案》对筛查中发现的705例患者分别实施内镜下微创、手术等治疗方法，并进行随访观察生存状况以综合评价。结果：在接受治疗的572病例中，生存542例(94.76%)，死亡25例(4.37%)，死于其他疾病5例(0.87%)；在未接受治疗的133病例中，生存116例(87.22%)，死亡14例(10.53%)，死于其他疾病3例(2.26%)。其存活状况与治疗与否存在着统计学差异。结论：项目的核心不仅贵在早诊，而且要强调早治。资料显示，对于筛查中发现的不同病变，应积极采取相应的规范化治疗。接受治疗与否，对于病人的生存状况有着明显的影响。 关键词 :食管癌，贲门癌，胃癌，内镜筛查，早诊，早治，微创治疗 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 林州位于河南省西北部太行山区，与山西平顺、河北涉县毗邻。2005年被卫生部确定为国家“食管癌早诊早治示范基地”，2005~2014年在林州部分乡镇40~69岁高危人群中进行了上消化道癌内镜筛查 [ 1 ] 。上消化道癌，在这里通指食管癌、贲门癌和胃癌，是我国最常见的恶性肿瘤之一 [ 2 ] [ 3 ] 。从2008~2014年7年间，项目筛查发现需要治疗病例705例，其全部来自林州市肿瘤医院。本文报告2015年随访705例的概况及其结果。