DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 结果与分析 4.1. 水质评价结果 根据2010~2013年抚河干流5个主要水质监测站的26项监测参数，依据《地表水环境质量标准》 (GB3838~2002)，采用单因子评价法，按全年期、汛期、非汛期3个评价时段进行分析评价。分析评价结果显示，抚河干流多数河段和年份水质优于III类，只有南丰、南城部分河段和部分时段为III类，主要是总磷(TP)为III类，见表1。 4.2. 主要污染物沿程变化 依据2010~2013年抚河上游东坑至抚河下游市界柴埠口水质监测站氨氮(NH 3 -N)、高锰酸盐指数(COD Mn )、总磷(TP)、溶解氧(DO)等主要污染物沿程变化进行分析，见图2~7。从图中可知，氨氮(NH 3 -N)沿河自上而下呈上升趋势，且出南城之后上升明显，是上游的1~2倍；总磷(TP)沿河自广昌至南城河段呈上升趋势，出廖坊水库库区呈下降趋势，南城河段总磷(TP)为一个较高峰值、其含量是上游新丰、下游浒湾河段的倍数；高锰酸盐指数(COD Mn )沿程变化不大趋于稳定，一般维持在2 mg/L左右；溶解氧(DO)虽然沿程变化也不大，但溶解氧(DO)易受水温控制，水温高时溶解氧(DO)含量低、水温低时溶解氧(DO)含量相对较高。结果表明，抚河从上游 Table 1 Water quality evaluation results at Fuhe River during 2010-201 站点 评价时段 2010年 2011年 2012年 2013年 沙子岭 全年期 II II II II 汛期 II II II II 非汛期 II II II II 南丰 全年期 II II II II 汛期 II II II II 非汛期 II II II II 南城 全年期 II II II II 汛期 II II II II 非汛期 II II II II 廖家湾 全年期 II II II II 汛期 II II II II 非汛期 II II II II 柴埠口 全年期 II II II II 汛期 II II II II 非汛期 II II II II 表1. 抚河干流2010~2013年水质评价结果 图2. 抚河干流2010年氨氮各站沿程变化图 至下游水质呈下降趋势，这与人口、经济沿河分布密切相关。因为下游为抚州市主城区，人口、工业集中，抚河干流穿城而过，所以污染相对较大。 4.3. 年际变化趋势分析 氨氮(NH 3 -N)、高锰酸盐指数(COD Mn )是反映抚河干流水质状况的2个重要参数，选择沙子岭、南丰、南城、廖家湾4个水质监测站1987~2013年共27年的监测资料进行水质变化趋势分析。 图3. 抚河干流2013年氨氮各站沿程变化图 图4. 抚河干流2010年总磷各站变化图 图5. 抚河干流2013年总磷各站沿程变化图 4.3.1. 氨氮(NH 3 -N)变化趋势分析 沙子岭、南丰、南城、廖家湾4站氨氮(NH 3 -N)的年均值：1987~2003年17年均值小于0.15 mg/L，达I类水质；2004~2013年10年均值除南丰站外均大于0.2 mg/L，南城站高达0.3 mg/L是1987~2003年17年均值的2.6倍，见表2。表明氨氮(NH 3 -N)的含量自2004年以后氨氮(NH 3 -N)呈上升趋势，见图8，图9。 图6. 抚河干流2013年高锰酸盐指数各站变化图 图7. 抚河干流2011年溶解氧各站沿程变化图 Table 2 The variations of ammonia nitrogen at monitoring stations along Fuhe Rive 站名 沙子岭 南丰 南城 廖家湾 1987~2013年27年均值(mg/L) 0.187 0.139 0.182 0.161 1987~2003年17年均值(mg/L) 0.154 0.111 0.113 0.128 2004~2013年10年均值(mg/L) 0.249 0.187 0.298 0.218 倍数 1.617 1.685 2.637 1.703 表2. 抚河干流主要站氨氮特征变化比较表 4.3.2. 高锰酸盐指数(COD Mn )变化趋势分析 沙子岭、南丰、南城、廖家湾4站高锰酸盐指数(COD Mn )的年均值：1987~1995年9年均值小于2.0 mg/L，达I类水质；1996~2013年18年均值多数年份大于0.2 mg/L，最大值达3.1 mg/L，见表3。表明高锰酸盐指数(COD Mn )的含量自1996年以后高锰酸盐指数(COD Mn )呈上升趋势，见图10，图11。 图8. 抚河干流沙子岭站氨氮年际变化图 图9. 抚河干流廖家湾站氨氮年际变化图 Table 3 The variation of permanganate index at monitoring stations along Fuhe Rive 站名 沙子岭 南丰 南城 廖家湾 1987~2013年27年均值(mg/L) 2.12 1.90 2.14 2.04 1987~1995年9年均值(mg/L) 1.63 1.74 1.72 1.78 1996~2013年18年均值(mg/L) 2.37 1.98 2.35 2.17 最大值(mg/L) 3.10 2.40 3.10 2.60 表3. 抚河干流主要站高锰酸盐指数特征变化比较表 图10. 抚河干流沙子岭站高锰酸盐指数年际变化图 图11. 抚河干流南城站高锰酸盐指数年际变化图
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user: 5. 污染源成因分析 5.1. 暴雨径流过程产生的面污染源 暴雨径流过程产生的面污染与流域水土流失和农业生产、农村居民生活习惯有密切相关。抚河柴埠口断面以上区域农村人口218.79万人、占总人口的56.7%，耕地面积315万亩，农业生产的施用化肥、农药和农村居民生活污水随降雨径流流入水体。抚河流域存在不同程度的水土流失，据2000年水土流失遥感调查，全流域水土流失总面积为4602.79 km 2 ，占土地总面积的25.41%。全流域年归槽土壤流失量146.3 × 10 4 t，年均归槽土壤侵蚀模数92.5 t/km 2 。水土流失主要分布在抚河中上游及支流宝塘水，开展水土保持以来，与1987年全流域水土流失遥感调查结果相比较，水土流失面积在逐步减少，流失程度在减轻，水土保持生态环境状况总体上正在逐步得到改善。但是局部地区水土流失面积和流失程度仍有加重的趋势[ 3 ] 。 依据2013年对抚河中游河段赣东大桥站监测资料分析，氨氮(NH 3 -N)、总磷(TP)随着流量的增大而增加，其中最大流量所监测的氨氮(NH 3 -N)含量是最小流量所监测的氨氮(NH 3 -N)含量的2.22倍，最大流量所监测的总磷(TP)含量是最小流量所监测的总磷(TP)含量的1.96倍，高锰酸盐指数(COD Mn )与流量变化非线性相关，见表4、图12，图13。从上述表明，氨氮(NH 3 -N)、总磷(TP)主要来源面污染。 5.2. 城镇生活污水及工业废水排放产生的点污染源 据调查2013年废污水排放量24898 × 10 4 t，其中城镇居民生活污水7321 × 10 4 t、占总排放量29.4%，第二产业废水15900 × 10 4 t、占总排放量63.9%，第三产业废水1677 × 10 4 t、占总排放量6.7%，主要污染物有氨氮(NH 3 -N)、总磷(TP)、高锰酸盐指数(COD Mn )和悬浮物(Suspended Solids)等。近年来城镇生活污水及工业废水排放量呈逐年递增，2013年废污水排放量比2012年增加3.3%、比2010年增加18.7%。受污水处理厂污水处理能力限制，2013年经污水处理厂处理达标后排放仅6926.8 × 10 4 t，其余污水未经任何处理直排河流，导致水质下降。
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user: 6. 结论与建议 6.1. 结论 分析表明：抚河干流水资源质量总体良好，如2013年沿河各站全年期、汛期、非汛期水质评价均为II类，只有少数河段和个别年份的部分评价时段水质为III类。但是，氨氮(NH 3 -N)的含量沿抚河干流自上而下呈上升趋势，且自2004年以后氨氮(NH 3 -N)的含量呈上升趋势；高锰酸盐指数(COD Mn )的含量自1996年以后高锰酸盐指数(COD Mn )呈上升趋势；洪水期氨氮(NH 3 -N)、总磷(TP)含量比枯水期大。目前，抚河干流水资源质量有下降趋势，应引起有关部门高度重视。 6.2. 建议 针对抚河干流水资源质量下降趋势，需要对污染源排放进行严格控制。加强工业企业的监管力度和农业生产、城乡居民生活污水产生的面源治理，是今后抚河流域污染防治的一项长期任务。 (1) 控制面污染：面源污染主要源自于农业生产的施肥、农药、畜禽及水产养殖和农村居民生活污水、有机垃圾、人畜粪便等。由于降水等其他因素的影响，其氮、磷类化合物通过地表径流流入江河水体，从而引起氨氮、总磷含量偏高。因此，一是必须加大宣传力度，改变城乡居民卫生习惯，提高居民环保意识；二是加强对农民科学施肥的指导，减少化肥使用，积极探索生态农业发展道路；三是实行畜禽养殖规模化养殖，对畜禽类 Table 4 The comparison of main parameters and flow discharges at Gandongdaqiao station in the Fuhe Rive 月份 氨氮(mg/L) 总磷(0.1 × mg/L) 高锰酸盐指数(mg/L) 流量(250 × m 3 /s) 1 0.32 0.49 1.93 0.90 2 0.15 0.33 1.27 0.87 3 0.16 0.35 1.57 1.43 4 0.35 0.81 2.13 1.56 5 0.68 0.47 1.47 2.04 6 0.40 0.55 1.83 2.06 7 0.37 0.49 1.63 0.75 8 0.06 0.31 2.03 0.32 9 0.29 0.32 1.97 0.24 10 0.25 0.13 1.97 0.22 11 0.18 0.28 2.00 0.20 12 0.23 0.26 2.50 0.34 表4. 抚河干流河段赣东大桥几个主要参数与流量变化比较表 图12. 赣东大桥站氨氮与流量变化比较图 图13. 赣东大桥站总磷与流量变化比较图 粪便集中处理，实施畜禽养殖废水生态还田综合利用；四是加快乡村污水处理设施和有机垃圾处理设施建设，对有机垃圾进行分类存放，集中处理，从而降低生活源对水体的污染；五是保护湿地及池塘，利用湿地及水塘系统吸收农业排水中的氮、磷，净化水质，缓解面源污染。 (2) 加大城镇污水处理力度：2013年城镇居民生活污水、第三产业废水共8998 × 10 4 t，而经污水处理厂处理达标后排入污水为6926.8 × 10 4 t，仍有2071.2 × 10 4 t未进行处理直排水体。因此，加大城镇污水管网和污水处理厂扩容建设，使城镇居民生活污水、第三产业废水100%处理后达标排放。 (3) 继续加强工业污染治理和监管，加大流域内污染较为严重的环境监察及监测力度，发现问题立即整改；有条件的工业园区，尽可能把企业生产废水集中处理，达标排放。
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user: 摘 要 以往研究提示应对倾向在自尊与自我和谐的关系中既可能发挥中介作用，也可能发挥调节作用。为了探明应对倾向在自尊与自我和谐关系中的角色，以自尊量表、自我和谐量表和简易应对方式问卷对306名大学生进行问卷调查。结果发现：1) 应对倾向作为中介变量部分中介自尊与自我和谐间的关系；2) 作为调节变量，积极应对倾向个体的自尊能正向预测自我和谐，消极应对倾向个体的自尊不能预测自我和谐。结论：应对倾向在自尊与自我和谐的关系中既发挥中介作用，又发挥调节作用。 关键词 :自尊，自我和谐，应对倾向，中介，调节
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user: 1. 引言 自我和谐是指自我内部的协调以及自我与经验之间的协调，它是心理健康的重要组成部分  (崔红，王登峰，2007) 。研究发现自尊影响着自我和谐，高自尊个体自我与经验的不和谐、自我刻板性低，自我灵活性高  (顾水云，李建明，江滟，张瑶瑶，2011；蒋灿，阮昆良，2006；胡军生，李长庚，王登峰，2006；苏娟娟，连榕，2004) 。个体的应对方式也影响着自我和谐，自责、幻想等消极应对方式负向预测自我和谐，解决问题则能正向预测自我和谐  (刘婧，史慧颖，2013；李小玲，2014；贺豪振，陈传锋，童天盛，叶贤，2008；彭虎军，2007；李志凯，2006) 。而研究指出应对方式的选择受到自尊的影响，高自尊者更倾向于选择积极的应对方式，而低自尊者则更多选择消极、着重情绪的、不成熟的应对方式  (孙配贞，余祖伟，2014；李玲，2014；井世洁，2010；岑延远，郑雪，2005a；岑延远，郑雪，2005b；D’Zurilla，Chang & Sanna，2003；陈红，黄希庭，郭成，2002；Mullis & Chapman，2000；Boey，1999) 。即应对倾向可能在自尊与自我和谐的关系中起中介作用，自尊通过应对倾向影响自我和谐。 然而，有关强迫症的研究表明，强迫症患者虽然具有较高的自尊，但却有较低的自我和谐水平，且他们的自尊与“自我与经验的不和谐”显著正相关  (韩康玲，刘琳，2006；李玉娥，曾昭祥，2005；闫俊，崔玉华，2004) ，这与以正常人群为对象的研究结果不同，即应对倾向在自尊与自我和谐的关系中可能不仅仅是一种中介变量。非正常的状态(强迫症)改变了自尊与自我和谐的关系，处于中间作用机制的应对倾向很可能也会改变其作用：对于积极应对倾向而言，自尊能够正向预测自我和谐；对于消极应对倾向而言，自尊对自我和谐的预测作用则可能变弱甚至改变方向。也就是说，应对倾向在自尊与自我和谐的关系中也可能充当调节的角色。 那么，三者关系究竟如何，应对倾向在自尊与自我和谐的关系中发挥怎样的功能?该研究即针对应对倾向的中介效应和调节效应展开，探讨应对倾向在自尊与自我和谐的关系之间的作用，考察应对倾向的作用机制。
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user: 2. 方法 2.1. 被试 以性别和年级分层，而后进行方便取样，发放问卷360份，剔除未填写项目过多和均选择同一选项的被试，最终保留有效被试本科生306人。其中男生151人，女生155人；大一75人，大二77人，大三77人，大四77人。 2.2. 研究材料 自尊量表(SES)  (Rosenberg，1965；汪向东，王希林，马弘，1999) 。包括10个项目，采用四级评分，从“非常同意”到“非常不同意”分别记为4~1分，分值越高，自尊程度越高。本次研究中量表的Cronbach’ α系数是0.85。 自我和谐量表(SCCS)  (王登峰，1994) 。包括35个项目，采用五级评分，从“完全不符合”到“完全符合”分别记为1~5分。将“自我与经验的不和谐”和“自我的刻板性”分量表各项目反向记分，与“自我的灵活性”分量表得分相加求得均值，分值越高，自我和谐程度越高。本次研究中量表的Cronbach’ α系数是0.81。 简易应对方式问卷(SCSQ)  (解亚宁，1998) 。包括20个条目，采用四级评分，“不采取”记1分，“偶尔采取”记2分，“有时采取”记3分，“经常采取”记4分。由积极应对和消极应对两个维度组成。研究中将积极应对维度的均值减去消极应对维度的均值，得到应对倾向，应对倾向大于0为积极应对倾向，小于0则为消极应对倾向。本次研究中积极应对分量表的Cronbach’ α系数是0.73，消极应对分量表的Cronbach’ α系数是0.70。 2.3. 统计方法 采用SPSS 20.0对数据进行方差分析、回归分析和相关分析检验。 其中，本研究主要进行了中介作用检验和调节作用检验。 按照  温忠麟、张雷、侯杰泰和刘红云(2004) 的建议，中介作用检验分为三步。设X为自变量，Y为因变量，M为中介变量。第一步以X为自变量、以Y为因变量，做回归分析，设回归系数为c；第二步以X为自变量、以M为因变量，做回归分析，设回归系数为a；第三步以X、M为自变量，以Y为因变量，做回归分析，设X和M的回归系数分别为c’和b。第一步中若c显著，继续第二步，否则停止分析；第二步的a和第三步的b如果都显著，则看c’是否显著，显著则说明中介变量M具有部分中介效应，不显著则表明M具有完全中介效应；若a、b中至少有一个不显著，则做Sobel检验，结果显著说明中介效应显著，否则说明中介效应不显著。 调节作用检验中，根据  温忠麟、侯杰泰和张雷(2005) 的建议，如果调节变量(W)是类别变量，则以其取值分组，做Y对X的回归分析，如果回归系数的差异显著，则说明调节效应显著。以比较两个回归系数的差异为例，可将W设置为哑变量W d ，令其中一个类别取值为1，另一个为0，并计算新变量“W d × X” = W d × X，再以W d 、X、W d × X为自变量，Y为因变量，做回归分析，如果W d × X的回归系数显著，则说明两个回归系数差异显著，调节效应存在。
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user: 3. 结果 3.1. 应对倾向的中介作用检验 考察应对倾向在自尊与自我和谐关系中的中介作用。结果发现，应对倾向在自尊与自我和谐的关系中起部分中介作用。应对倾向的中介作用在总效应中占14.3%。如表1所示。 3.2. 应对倾向的调节作用检验 进行调节效应分析，考察不同应对倾向组自尊对自我和谐的预测。结果表明，积极应对倾向组271名被试的自尊(3.17 ± 0.39)显著高于消极应对倾向组29名被试的自尊(2.91 ± 0.44)，F (1， 298) = 11.51，p < 0.01，η 2 = 0.04。消极应对倾向组个体的自尊水平不能预测自我和谐；而积极应对倾向组的自尊能够预测自我和谐(见表2)。 由于两组的样本量差异较大，根据  温忠麟等(2005) 的建议，对两组被试的回归系数进行差异检验。设“消极应对倾向”为哑变量，令消极应对倾向 = 1，积极应对倾向 = 0，“消极应对倾向 × 自尊” = 消极应对倾向 × 自尊，将消极应对倾向、自尊、消极应对倾向×自尊作为自变量，自我和谐作为因变量，进行回归分析，结果显示(见表3)两组回归系数差异显著，表明应对倾向的调节效应是可信的。
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user: 4. 讨论 为了探明应对倾向在自尊与自我和谐的关系中的作用，分别对其中介作用和调节作用进行了检验。结果表明，应对倾向在自尊与自我和谐的关系中起部分中介作用，自尊既能直接影响自我和谐，也能通过应对倾向间接影响自我和谐。同时，应对倾向对自尊与自我和谐的关系具有调节作用，具有积极应对倾向的个体的自尊能预测自我和谐，而具有消极应对倾向的个体的自尊不能预测自我和谐。 应对倾向的中介效应检验表明，应对倾向对自尊与自我和谐的关系有部分中介作用。一方面，自尊可以正向预测自我和谐，个体自尊越高，对自己的无条件接纳和对世界施加影响的掌控感越强  (布朗，2004) ，往往越能过滤掉不一致的外部经验带来的负面效应，促进自我概念间的和谐一致。另一方面，自尊影响 Table 1 The mediation test of coping tendenc 因变量 自变量 调整R 2 F B SE β t 第一步 自我和谐 自尊 0.29 123.69*** 0.44 0.04 0.54 11.12*** 第二步 应对倾向 自尊 0.09 31.07*** 0.43 0.08 0.31 5.57*** 第三步 自我和谐 自尊 0.34 79.25*** 0.38 0.04 0.46 9.40*** 应对倾向 0.15 0.03 0.25 5.14*** 表1. 应对倾向的中介效应检验 注：***p < 0.001，**p < 0.01，*p < 0.05，下同。 Table 2 Self-esteem of different coping tendency groups predicting self consistency & congruenc 分组 R 2 调整R 2 F B SE β t 消极应对倾向组 0.06 0.03 1.73 0.17 0.13 0.25 1.32 积极应对倾向组 0.30 0.30 114.98*** 0.45 0.04 0.55 10.72*** 表2. 不同应对倾向组的自尊对自我和谐的预测 Table 3 The test of regression coefficients’ differenc 自变量 R 2 调整R 2 F B SE β t 消极应对倾向 0.32 0.32 46.69*** 0.67 0.37 0.61 1.82 自尊 0.45 0.04 0.55 10.63*** 消极应对倾向 × 自尊 -0.28 0.12 −0.75 −2.27* 表3. 回归系数差异检验 个体的应对倾向，自尊越高，越倾向于选择积极、成熟的、着重问题解决的应对方式，而更不容易选择消极、不成熟的、着重情绪的应对方式  (孙配贞，余祖伟，2014；李玲，2014；井世洁，2010；岑延远，郑雪，2005a；岑延远，郑雪，2005b；D’Zurilla，Chang & Sanna，2003；陈红，黄希庭，郭成，2002；Mullis & Chapman，2000；Boey，1999) 。  D’Zurilla，Chang和Sanna 认为从发展角度来看，低自尊作为一种形成于个体早期的不良人格特征，促进日常生活中消极问题取向的发展，并降低个体积极地解决问题的可能性  (D’Zurilla， Chang， & Sanna， 2003) 。而高自尊则对积极问题解决的发展有积极影响，并降低个体采取消极问题取向的可能性。自尊通过应对倾向对自我和谐产生影响。 应对倾向调节着自尊与自我和谐之间的关系，自尊对自我和谐的预测是有条件的，受到应对倾向的影响。消极应对倾向个体的自尊水平明显低于积极应对倾向个体，他们的自尊对自我和谐没有预测作用，而积极应对倾向个体的自尊则能够预测其自我和谐水平。表明积极应对倾向能够保障自尊对自我和谐的积极作用，而消极应对倾向则使得自尊对自我和谐没有明显作用。自尊对自我和谐的影响受到不同应对倾向的影响，这为以往对正常人群与病态人群自尊和自我和谐关系研究结果的差异提供了一种可能解释。消极应对倾向与自我和谐负相关(r = −0.35)，消极应对倾向降低甚至消除自尊对自我和谐的预测作用，表明从健康人群到病态人群，自尊与自我和谐的关系并不总是一致的，它受到应对倾向的影响。 应对倾向在自尊与自我和谐的关系中不但起部分中介作用，还起调节作用，这对于自尊与自我和谐的研究具有重要意义。值得注意的是，影响自尊与自我和谐之间关系的因素有多种，应对倾向只是其中之一。同时，消极应对倾向组的被试量只占总被试量的10%左右，所得结果可能不够稳定，在今后的研究中，可以通过扩大样本量来增加消极应对倾向组的被试量，以获得更为稳定的结果。
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user: 5. 结论 应对倾向在自尊与自我和谐的关系中既起到中介作用，也起到调节作用： 1) 自尊既可以直接影响自我和谐，也可以通过应对倾向对自我和谐产生间接影响； 2) 自尊与自我和谐的关系受到应对倾向的调节：具有积极应对倾向的个体，自尊能够正向预测自我和谐；具有消极应对倾向的个体，自尊不能预测自我和谐。
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user: 摘 要 2005年8月对贝加尔湖地区的太阳分光辐射(总辐射Q、紫外辐射UV、可见光辐射VIS、近红外辐射NIR)、光合有效辐射PAR、气象参数等做了短期测量，初步得到了Q、UV、VIS、NIR、PAR等的变化特征。观测表明，小时累计值之比UV/Q、VIS/Q、NIR/Q、PAR/Q、PAR/VIS等相对稳定，并表现出明显的日变化和逐日变化，它们的平均值分别为0.054、0.435、0.513、2.118、4.874。基于对测量数据的分析，利用辐射和气象台站常规的测量数据，建立了计算实际天气PAR、VIS小时值的经验公式以及PAR与VIS转换关系式，计算值与观测值符合得较好。PAR、VIS计算值与观测值的相对偏差小于4.5%。考虑到辐射资料的可用性，建立了使用不同参数情形下的经验公式，并讨论了有关参数的使用。 关键词 :太阳分光辐射，光合有效辐射，可见光辐射，散射因子，贝加尔湖
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user: 1. 引言 太阳辐射为地球上动植物的生长提供了重要的能量源泉。到达地表的太阳辐射如紫外辐射(UV)、光合有效辐射(PAR)等由于波段的差别，它们对动植物、大气环境等方面产生的作用和效果也存在明显差别。PAR做为一种气候资源，在评价作物光合潜力、潜在产量研究中被作为重要的科学依据[ 1 ] 。PAR(波段一般取400~700 nm)是植物光合作用中重要的关键性因子[ 2 ] ，PAR还是控制植物挥发性有机物(BVOC)排放的主要影响因子[ 3 ] [ 4 ] ，PAR在农学、林学、生态学、大气科学等众多领域都具有重要作用；UV在动植物生长、人类健康、臭氧光化学污染、BVOC光氧化形成有机气溶胶(如霾的产生)等方面具有重要作用，这些作用已被大众广泛认识到。因此，除了研究我国华北地区不同波段太阳辐射的状况、时空分布特征和变化规律外[ 5 ] -[ 7 ] ，研究世界不同地区太阳辐射的状况、特征、变化规律等，将有助于我们全面了解地球上接收到的太阳辐射能量、太阳辐射在区域气候形成及其变化过程中的作用。对于广泛地了解太阳辐射能量(紫外和可见光波段的能量)在大气化学和光化学中的作用也将有重要的意义和参考价值[ 8 ] [ 9 ] 。 PAR的计量方法主要有两种，1) 辐照度(单位W×m −2 )，多应用在辐射、气象、气候等领域；2) 量子通量密度(单位μmol×m −2 ×s −1 )，多应用于农学、生态学、大气化学等领域。在使用上它们各有特点。过去国内外在PAR实验和计算方法方面的研究结果大多集中于气候学方面[ 1 ] [ 10 ] -[ 15 ] ，但目前对于PAR小时累计值(及日总量)的需求则越来越迫切。由于PAR与总辐射的比值η Q (无量纲)在世界各地相对稳定，因而一些科学家多将η Q 取为常数。但大量观测表明，η Q 受多种因素影响(如水汽含量、雨、雪、雾、霾和沙尘等)、并且有时空变化[ 5 ] -[ 7 ] 。因此，1) 测量并获取各地的太阳辐射数据；2) 在此基础上，充分利用各个辐射和气象台站已有的常规太阳辐射和气象数据，建立某一地区PAR和VIS (可见光辐射)实际天气(包括晴天和云天)的实用算法、以及PAR在两种计量系统下的转换关系，以通过不同手段获得地球上不同地区太阳分光辐射的准确值，它将具有重要的科学意义和实用价值。本文主要探讨贝加尔湖地区的太阳辐射、PAR及其算法。
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user: 2. 观测简介 2005年8月9日~30日，参加了中国科学院组织的贝加尔湖的科学考察，期间对于2个实验地点的太阳辐射、气象参数、大气臭氧、气溶胶光学厚度等进行了短期测量，初步得到了有限但非常宝贵的观测数据。贝加尔湖是欧亚大陆最大的淡水湖，湖型如月牙狭长弯曲，长度636 km，平均宽48 km，面积31，500 km 2 。贝加尔湖两岸是针叶林覆盖的群山，山地草原植被主要有杨树、衫树、落叶松、西伯利亚松、桦树等。2个实验地点分别为：1) 贝加尔湖南岸的Istomino，International ECO Educational Center (52.13 N， 106.30 E， 430 m)；2) 贝加尔湖北岸的Olkhon岛(53.20 N， 107.34 E， 476 m)，观测时间分别为8月17~19和23~24日。本文主要介绍太阳辐射方面的结果。 太阳辐射仪器包括：国产直接辐射表，TBS-2型，感应波段为270~3200 nm；国产分光辐射表，TBQ-4-1型，其感应波段分别为270~3200 nm、400~3200 nm、700~3200 nm，它们的灵敏度为5~10 mV/(kW×m −2 )，时间响应均为≤1S (1/e)，稳定性均为≤±2%；进口PAR表，LI-190SA Quantum Sensor，相对误差小于±5%。辐射数据由专用数据采集器和计算机自动采集并存储，采样频率为1Hz。根据当地条件，辐射表头安放在空旷场地或房顶，以避免周围遮蔽物的影响。太阳辐射观测为每日的日出到日落，且每日对温湿度、云、天气状况等进行观测和记录。温湿度的测量为每5分钟自动记录一次。紫外辐射(UV)由290~3200 nm和400~3200 nm两个分光表测量值之差得到，可见光辐射(VIS)的测量值由400~3200 nm和700~3200 nm两个分光表测量值之差得到，太阳总辐射(Q)和近红外辐射(NIR)分别为270~3200 nm、700~3200 nm两块辐射表的测量值。国产辐射表在使用前均做了标定。多年的使用表明，该套太阳辐射系统可以较好地测量各个波段的太阳辐射量、并可以由经验模式得到比较准确的大气顶的紫外辐射和可见光辐射 [ 9 ] ，辐射系统的详细介绍可参考文献[ 5 ] [ 9 ] 。
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user: 3. 实验结果 对实验数据处理后，得到考察期间7:00~20:00各辐射量小时累计值(时累) 70组，时累的取法为该时刻前1小时的累计值。为方便，将以辐照度为单位的可见光辐射表示为VIS。本文主要介绍UV、VIS、NIR、PAR、太阳总辐射Q、水平面太阳直接辐射S和散射辐射D等的观测结果。图1、图2分别给出观测期间UV、VIS、NIR、PAR、Q、S (水平面直接辐射)等时累和时累比值UV/Q、VIS/Q、NIR/Q、PAR/Q、PAR/VIS、D/Q等的变化。 各辐射量在比较好的晴天，比较有规律，早晚比较低，中午最高。如8月19日。有云或多云天气，它们均有不同程度的减少和不同的变化形态，与晴天相比要复杂、多变，如其他的4日。各辐射量时累比值-UV/Q、VIS/Q、NIR/Q、PAR/Q、PAR/VIS等的变化相对辐射量来说比较平稳，日变化幅度不大，D/Q的日变化和逐日变化比较大，其原因主要是受到了云的影响。一般来讲，PAR/Q、VIS/Q早晚较大，它们基本同位相变化。我国华北地区的4站也有类似特征[ 5 ] -[ 7 ] [ 9 ] 。PAR/VIS的值一般早晚较小、中午较大。 观测期间，时累之比UV/Q、VIS/Q、NIR/Q、PAR/Q、PAR/VIS等的平均值见表1，其中，贝加尔湖的值为2个实验地点所有测量值的平均。为便于比较不同地点各辐射分量比值的特征，表中也给出利用同一套仪器在我国深圳(2005年5月29~6月7日)、山东禹城(2005年7月8~17日)、河北栾城(2005年7月19~28日)测量的相应值。 虽然各个辐射量值随地点、时间的不同而不同，但根据不同地点的观测结果可以发现，各辐射量与总辐射的比值以及PAR/VIS变化差别不是很大，或大致稳定在一个值附近。贝加尔湖地区的分光辐射占总辐射的比例UV/Q、VIS/Q、NIR/Q分别为5.4%、43.5%、51.2%，PAR/Q、PAR/VIS的平均值分别为2.12、4.87。准确而言，这些比值虽然差别不显著，但它们都随时间和空间的不同而不同，且都有明显的 图1. 2005年8月贝加尔湖太阳辐射的时累计 图2. 贝加尔湖太阳辐射各量的比值 Table 1 The ratios of different solar spectral radiation 地点 UV/Q VIS/Q NIR/Q PAR/Q PAR/VIS 深圳 0.0691 0.4624 0.4684 2.2813 4.9454 禹城 0.0532 0.4259 0.5208 2.0827 4.8953 栾城 0.0563 0.4366 0.5070 2.0677 4.7528 Istomino 0.0602 0.4215 0.5245 2.0743 4.9239 Olkhon岛 0.0454 0.4539 0.4997 2.1757 4.7913 贝加尔湖 0.0542 0.4348 0.5132 2.1175 4.8736 表1. 太阳分光辐射各量的比值 日变化和逐日变化特征，这一特性在晴天更加显著[ 5 ] -[ 7 ] [ 9 ] 。从各地每5分钟平均值的变化情况也能清楚地说明此特征，由于篇幅所限，5分钟的资料略。 由于大气中的各种成分水汽、云、自然和人为源排放的气体、气溶胶等对不同波段太阳辐射的衰减，造成了地表各波段辐射不同程度的减弱(图1)，因而，这些因素同样也带来了地面各辐射量比值的不同变化特征(图2)。从D/Q (散射因子)的变化也可以清楚地了解云、气溶胶等的实际变化情况。
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user: 5. 结论 2005年8月在贝加尔湖地区对太阳辐射、气象参数等进行了综合观测，观测期间太阳辐射各个分量及时累比值UV/Q、VIS/Q、NIR/Q、PAR/Q、PAR/VIS等表现出明显的日变化和逐日变化特征，而且有与我国其他地区的相应值比较接近。贝加尔湖地区的UV/Q、VIS/Q、NIR/Q分别为5.4%、43.5%、51.2%，PAR/Q、PAR/VIS的平均值分别为2.12、4.87。以PAR、VIS等遵从的物理规律和辐射台站易得的观测资料为基础，建立了实际天气条件PAR、VIS时累的经验算法和PAR/VIS的转换关系。计算表明，所有天气条件，PAR和VIS时累的计算值与观测值均比较一致，它们相对偏差的平均值分别小于4.5%和4.0%。吸收因子和散射因子对PAR/Q、VIS/Q、PAR/VIS而言都是需要考虑的，但二者相比，吸收因子更重要。当考虑全部因子时，2个地点PAR、VIS计算值的 小于4.5%。缺少散射因子资料时，可以只考虑吸收因子的作用，其计算偏差与考虑全部因子没有显著差别。未来应该开展贝加尔湖地区长时间的测量实验以及相应算法的研究，以得到代表性更强的实用算法；同时，发展PAR、VIS的直接算法，以全面、深入理解和获得PAR、VIS在大气中传输的物理化学意义。
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user: 摘 要 泥页岩储层评价是页岩气选区的基础工作，由于以往的泥页岩评价模型存在一定的不足，本文提出了基于层次结构分析(AHP)与模糊综合评判法(FCE)结合的评价模型。该模型兼顾了确定权重与模型选取两个重要问题，形成优势互补。本文选取了层次结构分析法确定权重，综合模糊评判作为评价模型。将此模型应用于鄂尔多斯盆地东缘上古生界泥页岩储层评价。选取了7个评价指标有机质含量(TOC)，干酪根类型，有机质成熟度(R O )，有效孔隙度(f)，裂缝百分数，脆性矿物含量和厚度，采用了梯形函数描述评价指标的隶属度，然后用层次分析法确定了评价指标的权重。经过评价之后，认为鄂尔多斯盆地上古生界太原组泥页岩是有利储层。 关键词 :鄂尔多斯盆地泥页岩，层次结构分析(AHP)，模糊综合评判(FCE)，储层评价
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user: 1. 引言 泥页岩储层综合评价是为了对其做出符合实际地质条件的评价与分类。在前期有机地化特征、物性特征、储集特征等研究的基础上，评价不同区块、不同层位的储层质量，以确定勘探方向与开发策略[ 1 ] 。在泥页岩储层综合评价方面，国内许多学者做出了有益的探索，郭少斌等运用灰色关联理论对上扬子地区泥页岩进行评价与分类[ 2 ] ；臧东升等采用层次分析法评价了建昌盆地油页岩[ 3 ] ；任垒等基于模糊综合评价对四川盆地下侏罗统陆相页岩气优选有利区[ 4 ] ，结构方程模型和神经智能化方法等方法也有初步应用[ 5 ] 。 在多指标泥页岩储层评价过程中，必须要解决两个关键性问题，一个是如何确定每个因素在多指标体系中的权重问题，另一个是如何选择合适的综合评价模型。上述方法均有一定的局限性，特别是不能兼顾权重确定和模型选择两个方面。为了解决这个问题，本文提出了基于层次分析法(AHP)确定权重与模糊综合评判法结合的泥页岩储层评价方法，并以鄂尔多斯盆地东缘上古生界为例进行评价分析。
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user: 2. 评价模型 2.1. 模糊评价基本原理 模糊综合评价以模糊数学为理论基础。其主要功能是能将一些不易定量的因素定量化，进行全面评价的一种十分有效的多因素决策方法[ 1 ] 。其基本原理是：设论域 为n种因素， 为m种评判。特别指出的是人们对于m种评判并不是百分百地肯定或者否定，因此综合评判就应该是V上的一个模糊子集 其中 反映了第j种评判在v j 在评判中所占的地位(也就是v j 对模糊集模糊集B的隶属度)。综合评判B依赖于各个因素的权重，并且应该是U上的模糊子集 ，其中a j 表示第i种因素的权重。因此，权重一旦给定，就可以相应地得到一个综合评判B。 2.2. 评价步骤 模糊综合评价基本步骤有：确定评价因素，确定评判集，单因素评判，确定权重与综合评判。 2.2.1. 确定评价因素 设有n个评价指标，组成评价集合(论域)： (1) 2.2.2. 确定评判集 n个评价指标中的每一个指标都有m个评判，由m个评判组成评判集合 (2) 显然，具体地对每一个目标的评价都是一个相对应的模糊子集。 2.2.3. 单因素评判 构造模糊评判子集后，就要对评价体系中的每个评价指标 进行量化评判，即从单个评价指标来看整个被评事物对模糊子集的的隶属度(隶属度是用来描述接近模糊子集的程度)，从而构成了模糊关系矩阵： (3) 矩阵 中第i行第j列元素r ij 表示的是第i个评价指标u i 对v j 的隶属度(其中 ， )。 2.2.4. 确定评价因素的权重 在模糊综合评价中，确定评价指标的权重，是非常重要的一个步骤。如果确定了整个评价体系中每一个指标在体系中的权限，就相应地得到一个权向量： (4) 在模糊数学角度看来，权向量 中的元素在本质上是一个以被评事物相对重要程度为元素的集合的隶属度。为了最大限度地缩小人为影响程度，本文采用了层次分析法来确定评价指标的权重。 2.2.5. 综合评价 综合评价实质上是矩阵之间的转换。利用模糊关系矩阵(3)与权重向量(4)，得到综合评价结果向量 ： (5) 向量 是表示整个评价体系对评判集 的隶属度，可以根据最大隶属原则，来做出最终结论。模糊综合评判流程图如图1。
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user: 3. 层次分析法确定权重 求取评价因素权重是综合评价中的关键一步，层次分析法能够有效的解决这个问题。层次结构分析' 法(Analytic Hierarchy Process，简称AHP)是一种实用的多准则系统分析方法，具有兼顾定性和定量、系统化、层次化的特点，能够将复杂的问题分解为一个有逻辑的层次结构，通过经验判断对决策方案的优劣进行排序。由于其实用、简洁、系统性强，能够迅速简便地解决复杂问题，已在行为科学、军事指挥、运输、农业等诸多领域得到应用[ 2 ] 。建立层次结构模型、构造判断矩阵、层次排序及一致性检验是层次分析过程的三个基本步骤 3.1. 建立层次结构 当确定评价体系和评价目标之后，为了使评判变得简洁，需要建立一定的层次结构。一般地有三种系统的递介层次结构：目标层，准则层和方案层，如图2。 3.2. 构造判断矩阵 比较n各元素对整个体系的影响大小，从而确定它们在体系中的比重。每次取两个评价指标μ i 与μ j 相互比较，用c ij 表示μ i 与μ j 对体系的影响之比。一般地，我们用1~9来标度c ij ，n个因素两两比较从而构成判断矩阵C (表1)： (6) 得到的c ij 显然满足 ， ，c ij 与c ji 互为倒数。 3.3. 层次总排序及一致性检验 在构造判断矩阵C之后，求出判断矩阵C的最大特征值λ max ，在求出对应的最大特征值的特征向量 ， 图1. 模糊综合评判法评价储层步骤 图2. 层次结构示意图 Table 1 Influence degree of evaluation indicato μ i 比μ j 相同 稍强 强 很强 绝对强 c ij 1 3 5 7 9 表1. 评价指标影响程度 然后将特征向量 归一化，即为同一层次的各因素相对于上一层次中某一因素的重要性权重。这一个过程称为层次单排序。在构造判断矩阵两两对比判断时，由于客观事物的复杂性，我们认识带有主观性和片面性，这就体现在判断评价因素对体系影响大小时出现与实际情况不一致的现象[ 6 ] [ 7 ] 。用来衡量判断矩阵不一致的程度的数量指标称为一致性指标，记为 ： (7) 当 时，判断矩阵是完全一致的。 的值越大，说明不一致性的程度越严重。为了衡量不一致的程度，引入随机一致性指标 ： (8) 必须满足条件 才可以。 随着矩阵的阶数变化而变化，例如当n = 3时， ，当n = 4时， 。
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user: 4. 鄂尔多斯盆地东缘上古生界泥页岩储层评价 4.1. 区域地质概况 鄂尔多斯盆地是我国大型含油气克拉通盆地，面积约为25 ´ 10 4 km 2 ，勘探实践表明，鄂尔多斯盆地油气资源丰富，近年来，盆地内天然气勘探又不断取得新的突破，含气范围进一步扩大，预示着上古生界进行页岩气勘探的良好前景。盆地上古生界地层为连续沉积，经历了由海到陆、经历了由海到陆、从河到湖的沉积环境转变。本溪组早期主要发育生物碎屑泥晶灰岩与碳质泥岩、泥岩及煤不等厚互层 [ 8 ] 。晚期发育了砂泥岩以及泥炭层。太原组暗色泥岩在整个盆地内广泛发育，由盆地中部向盆地东部厚度减薄。山西组以陆相沉积为主，与其他组相比较而言，山西组的泥岩颜色加深，反映了有机质含量增多。 通过对鄂尔多斯盆地东缘晚石炭本溪组，二叠系太原组和山西组野外样品采集，共采集39块样品。对样品进行有机地球化学，物性特征等方面测试，获得有关数据资料，如表2所示。 4.2. 模糊综合评价 4.2.1. 选取评价因素，构造评判集 鄂尔多斯盆地东缘主要在晚石炭——二叠系由海陆过渡相变为陆相，期间形成的页岩具有埋藏浅，时代新，低成熟度等特点。由于我国页岩气工业相对起步较晚，目前陆相和海陆过渡相的页岩评价仍然处于探索阶段，与已经在南方海相页岩气实现商业化的研究程度比较起来，进展空间仍是很大。通过大量调查地质文献，结合国内外页岩气最新研究进展，特别是借鉴我国已有的陆相和海陆过渡相研究成果，从页岩的生气、储气，易开采性三个方面展开来选取评价因素。从储层的生气能力来看，有机质含量和有机质成熟度占有决定性的作用，有机质成熟度决定了生烃母质是否达到了生烃门限，或者处于有机质演化的何种阶段(生油为主低中成熟阶段或者生气为主的高成熟-过成熟阶段)，而干酪根类型虽有影响，但是并不是决定性因素，原因在于有机质只要达到一定的温压条件，都会有生烃过程。泥页岩储气能力受显然受孔隙空间影响，但是作为自生自储的烃源岩，有机质转化为其它物质，会造成空间形成，由于有机质的亲油气性质，会吸附大量的烃类物质。根据北美的研究和工业看，脆性矿物含量是影响开采的最关键的因素，脆性矿物含量越高，越有利于开采。因此最终筛选出如下7个因素：有机质含量(TOC)，干酪根类型，有机质成熟(R O )有效孔隙度(f)，裂缝百分数，脆性矿物含量和厚度作为地质选取评价因素 [ 9 ] - [ 12 ] ，这些评价因素构成了论域： (9) 将评价结果划分为5个等级，构成评判集 (10) 其中I，II，III，IV，V分别代表十分有利，比较有利，中等，比较不利，十分不利。I型储层代表页岩生气能力和储气能力优良，开采性强；I型储层类型代表页岩生气能力和储气能力很弱，开采性很弱；其它储层类型则在I型与I型之间波动，如表3所示。 4.2.2. 单因素评判，确定隶属度矩阵 隶属度用来描述评价因素在评价集(10)的评价值。根据前人研究成果，以及实际地质情况，本文选用了梯形函数作为描述隶属度的函数。梯形函数有三种类型，分别是偏小形，中间型和偏大型，能够较好地适用于储层评价指标大小不等、数值相差很大的实际情况。通常偏小形用于TOC、裂缝百分数和脆性矿物含量，中间型和偏大型用于孔隙度、成熟度、厚度的单因素的隶属度的求取。 梯形函数形式如下： (11) 以R O 为例进行说明，按照函数(11)得到如下5个对应不同级别的隶属函数 Table 2 Evaluation indicator value of Upper Paleozoic in the east Ordos Basi 层位 TOC R O Φ 裂缝百分数 脆性矿物含量 厚度 干酪根类型 /% /% /% /% /% /m 山西组 0.98% 1.33 2.47 2.18 32% 24 III 太原组 1.92% 1.53 2.33 1.33 46% 12 III 本溪组 1.57% 1.69 3.09 1.86 42% 8 III 表2. 鄂尔多斯盆地东缘上古生界评价指标数值 Table 3 Criteria for classifying Upper Paleozoic in the east Ordos Basi 评价等级 评价参数赋值 评价结果 TOC R O Φ 裂缝百分数 脆性矿物含量 厚度 干酪根类型 /% /% /% /% /% /m I ≥6.0 ≥2.0 ≥8.0 ≥6.0 ≥40 ≥50 I 十分有利 II 4.0~6.0 1.5~2.0 4.0~8.0 4.0~6.0 35~40 35~50 II 1 比较有利 III 2.0~4.0 1.2~1.5 2.0~4.0 2.0~4.0 30~35 20~35 II 2 中等 IV 1.0~2.0 0.6~1.2 1.0~2.0 1.0~2.0 20~30 10~20 II~III 比较不利 V 0.5~1.0 <0.6 <1.0 <1.0 <20 <10 III 十分不利 表3. 鄂尔多斯盆地东缘上古生界评价指标标准划分 (12) (13) (14) (15) (16) 以山西组为例说明。将山西组的R O (表1)实际值代入上述五个隶属梯形函数，得到一个模糊向量(0，0.65，0.35，0，0)。以此类推，对每一个评价指标都求出相应的模糊向量。对于干酪根类型，可以采取较为简便的方法来确定，根据专家赋值法，赋予I (0.9) II 1 (0.85) II 2 (0.8) III (0.7)，然后给出评价值分别为0.6，0.7，0.8，0.7。最终结果得到山西组单因素隶属度矩阵： (17) 4.2.3. 确定评级指标权重 首先确立层次结构图3： 然后构造判断矩阵。根据前人研究观点，首先构造目标层与准则层判断矩阵： 求得矩阵λ max = 3.0154，最大特征向量 。进行一致性检验： ， 。其中生气能力，储气能力，易开采性的权重分别为0.4434，03874，01692。 依次类推，分别构造准则层与方案层判断矩阵： 求得TOC，R O ，干酪根类型，深度对于生气能力权重分别为0.3962，0.3962，0.1216，0.0860。 求得TOC，Φ，裂缝百分数对于储气能力权重分别为0.5278，0.3325，0.1396；裂缝百分数，脆性矿物含量，深度对于易开采性的权重分别为0.3325，0.5278，0.1396。最后整合7个评价指标有机质含量(TOC)，干酪根类型，有机质成熟(R O )有效孔隙度(f)，裂缝百分数，脆性矿物含量和厚度相对于目标层权重向量为： (18) 4.2.4. 综合评价 利用公式(5)求得山西组评价向量为： Table 4 Result of shale reservoir of Upper Paleozoic in the east Ordos Basin on FC 层位 评价等级 评价结果 I II III IV V 山西组 0 0.22 0.43 0.34 0 中等 太原组 0 0.52 0.33 0.15 0 比较有利 本溪组 0 0.37 0.39 0.26 0 中等 表4. 鄂尔多斯盆地东缘上古生界泥页岩储层模糊综合评价结果
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user: 5. 结论 1) 针对研究程度尚浅的陆相和海陆过渡相泥页岩，本文提出了层次结构分析与模糊综合评价相结合的泥页岩储层评价方法，并运用于鄂尔多斯盆地东缘上古生界，对有利层位进行预测。 2) 页岩气地质选区评价受控于多种因素，合理选择页岩气地质选区评价指标并进行分析，可以有效预测页岩气有利区或者有利层位，为进一步勘探决策提供参考。 3) 对鄂尔多斯盆地东缘上古生界泥页岩模糊综合评价，认为太原组是比较有利的储层，与本溪组和山西组比较而言应该是优先选择的有利层位。
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user: 医科院校毕业生就业意向调查分析
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user: 摘 要 为了解昆明医科大学本科应届毕业生毕业后就业意向基本情况，并分析其主要影响因素，在“考研热”与“就业难”同时并存的现今，以在今后做好同类院校大学生分叉路上的指导工作。我们用整群抽样的方法对2014年昆明医科大学口腔医学，临床医学以及护理三个专业的毕业生采用自制的问卷进行调查及相关统计。一共发放问卷253份，回收有效问卷228份，回收率达90.12%。其中70%的调查者选择不考研，只准备工作，10%的调查者选择专心准备考研，18%的调查者则考研就业两手准备，2%的调查者选择出国深造。面对就业与考研的选择，鱼与熊掌不可兼得，在这两难处境下多数人还是偏向于先就业，工作之后再通过其他方式提升自身能力。 关键词 :医学生，就业意向，问卷调查
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user: 1. 引言 毕业后是进入社会还是继续深造，相信不少人都有徘徊和迷茫。2014年全国高校毕业生人数727万人。相比2013年699万毕业生增长28万人次，再创历史新高，被冠以“更难就业季”称号。面对就业难，很多毕业生选择考研以暂时缓解就业压力。2014年全国考研人数出现首次下降，但“考研热“已成为一种社会现象，为此，我们调查昆明医科大学2014届本科应届毕业生的基本就业意向，并评价其主要影响因素，以期为同类医学院校开展积极有效的就业指导提供决策依据。
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user: 2. 对象与方法 [ 1 ] 以昆明医科大学2014届本科应届毕业生为调查对象，根据调查目的，采用自行设计的《医学生就业与考研选择问卷调查》，通过整群抽样方式进行问卷调查，以学院为单位将问卷发到每一位调查对象手中，当场填写完成后收回，以保证问卷质量及回收率。调查内容包括：调查对象基本情况，就业意向，影响就业考研选择的主要因素以及个人对就业考研选择上的其他问题，等等。
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user: 3. 结果 共发放问卷253份，回收有效问卷228份，回收率90.12%。 3.1. 调查对象就业意向 共调查学生228人，其中，159人(70%)的调查者选择不考研，只准备工作，22人(10%)的调查者选择专心准备考研，41人(18%)的调查者则考研就业两手准备，6人(2%)的调查者选择出国深造(情况见图1)。 3.2. 就业考研选择影响因素分析 根据调查情况，可将就业考研选择影响因素分为四个方面[ 2 ] (如图2)：a) 自身因素：包括自身能力，学历情况，兴趣爱好，性格等；b) 家庭因素：包括家庭经济状况，家庭压力，家人支持程度，家庭所在地等；c) 学校因素：包括同学影响，研究生导师数量以及考取的难易程度，学校就业指导和教育情况；d) 社会因素：包括就业压力，制度改革，研究生需求等。其中，面对日趋激烈的医学就业市场，为缓解就业压力成为了主要因素。 除上述影响影响因素外，部分被调查者还反映了一些其他问题。如医师规范化培训、研究生自费政策。今年国家卫生计生委等七部门联合出台的《关于建立住院医师规范化培训制度的指导意见》，要求到2015年，各省(区、市)须全面启动住院医师规范化培训工作；到2020年，基本建立住院医师规范化培训制度，所有新进医疗岗位的本科及以上学历临床医师，全部接受住院医师规范化培训。国务院常务会 图1. 就业意向图 图2. 就业考研选择影响因素示意图 议部署完善研究生教育投入机制，决定从2014年秋季学期起，向所有纳入国家招生计划的新入学研究生收取学费。对于这两个新政策，目前医学生最关心的还是待遇问题。对苦读5年的医学生，毕业不能立刻当医生，还要进行3年培训。谁来为这3年“埋单”成了紧迫又现实的问题。而对于经济条件不好的同学而言，今年就业无疑是暂时躲避了这三年。 3.3. 专业对就业意向的影响 为了完善调查，全面分析就业意向影响因素，本调查还统计了不同专业毕业生的就业意向人数及所占调查总人数的百分比。如下为2014年口腔医学专业、临床医学专业与护理专业应届毕业生部分就业意向统计表(见表1)。 本次统计显示口腔与临床医学专业学生的考研意向远大于护理专业学生，而护理专业学生毕业后选择直接就业的比例大于临床医学专业与口腔医学专业学生(见图3)。这种差异存在的原因可能主要体现在三点：首先，社会对临床医生、口腔医生和护理人员的要求侧重点不同。各大卫生医疗机构在聘用口腔及临床医学专业医生时更注重其学历以及综合素质能力，而护理专业学生则更看重实际操作能力和临床实践经验；其次，主要与社会需求和目前就业形势有关。“三分治七分养”的理念促进了对护理职业的需求增加[ 3 ] ，使得护理专业就业市场相对其他两个专业更广阔；而临床医学及口腔医学专业，特别是口腔医学专业学生，就业压力比护理专业学生大，这是他们更多的选择毕业后考研深造的主要原因；再次，医学院校内研究生导师的数量以及考取的难易程度也是产生此种差异的一项因素。目前，西部地区由于所处地区经济欠发达，其师资队伍整体水平与发达地区相比还存在较大差距，师资队伍结构失衡，分布不合理[ 4 ] 。其中，护理专业师资力量薄弱尤为显著，硕士生博士生导师等高层次人才严重缺乏，使得西部地区医学院校的护理专业学生毕业后考研人数极少。 图3. 不同专业就业意向比例图 Table 1 Employment intentions of different major 专业 调查人数 读研人数(%) 就业人数(%) 待业人数(%) 口腔医学 68 14 (21%) 48 (70%) 6 (9%) 临床医学 67 12 (18%) 28 (42%) 27 (40%) 护理 118 1 (1%) 92 (78%) 25 (21%) 表1. 不同专业就业意向统计表
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user: 4. 就业后规划 根据调查，如果毕业时考上了研究生，同时又有不错的医院聘用，多数被调查者(54%)选择优先工作，部分(24%)坚持读研究生，部分(22%)则视情况而定。而关于就业后的规划，包括以何种方式提升自身能力，大部分(62%)调查者希望工作后找机会到更好的单位进修学习，少数(26%)选择抽时间读在职研究生，极少数(8%)则选择顺其自然，不断积攒临床经验。
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user: 5. 讨论 5.1. 就业意向 经过五年的医学生活，大多数医学毕业生优先选择参加工作，工作后再通过抽时间读在职研究生，进修学习等方式提升自我；部分人在就业考研两难的情况下选择两手准备，最后视情况而定，如能找到满意工作则考虑就业。少数人则希望充分提高自身能力，充实完善自我之后再就业，选择专心准备考研，暂不考虑参加工作。极少数人选择出国深造。 5.2. 就业考研选择影响因素 本调查结果显示，医学生的就业意向受多种因素影响，其中现阶段紧张的就业局势成为主要因素。面对就业考研两大选择，鱼与熊掌不可兼得，大多数人认为考研仅仅是为了缓解就业压力以及提升自身能力，而提高自身能力又可以通过多种方式进行，包括工作后到更好地单位进修学习，读在职研究生，工作中不断积攒临床经验等等。如果为了读研而放弃现有的工作机会则会得不偿失。加之考研与实习之间的冲突以及来自各方面的自身因素、家庭因素、学校因素，社会因素等，多数人偏重于优先参加工作。除了上述原因外，还有一些其他影响因素，包括新出台的医师规范化培训，研究生自费政策，以及不同类别专业之间的就业意向差异性等。
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user: 6. 问题与展望 本调查局限性体现为以下两个方面：a) 被调查者均为昆明医科大学应届毕业生，不能代表更大范围高等院校医学生的现状；b) 本调查的样本量较小，可能会使结果产生一定偏倚，故推论和应用时需谨慎[ 5 ] 。 现今，医学生就业市场日趋饱和，医疗卫生单位对医学生学历的要求越来越高，医学专业学生就业已出现了“博士受捧、硕士受限、本科生受阻”的状况[ 4 ] 。面对当前如此竞争激烈的就业形势，医学毕业生理当从自身环境，能力出发，适当调整对就业的期望值，改变传统观念，拓宽就业思路，增强自信心，可以面向农村、中小卫生医疗机构和非公有制卫生医疗机构就业，也可以不必拘泥于专业对口，敢于到那些与医学专业相近或相邻的新兴行业工作，寻找适合自己的岗位。另外，为了增强自身竞争力，与社会协调同步发展，提高医学生的自身素质，应当通过读研，进修学习等方式不断充实、完善自我，更好地实现服务社会、救死扶伤的夙愿。与此同时，学校方面应当加强就业指导和教育，引导医学生认清当前就业形势，调整就业心态，培养正确的职业价值观，帮助医学生做好从大学走向社会的各种准备。
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user: 摘 要 以生物法为基础的废水资源化生态工程，对污染水体中的COD和氨氮等有明显的处理效果。使废水资源化发挥其最大化的经济效益、环境效益和社会效益，对缓解水资源短缺的危机和实现水资源的可持续利用有重大意义。本文就废水资源化生态工程处理方法、生态植物处理废水的机理、废水处理技术及资源化研究情况进行研究介绍，并着重介绍生态植物废水资源化的研究方法、进展及存在的问题；对未来废水资源化生态工程的发展和改进提供了重要的参考和依据。 关键词 :水资源短缺，水体污染，废水资源化，生态工程