DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结论 1) 高中生普遍表现出躯体化症状，躯体化均分高于全国常模。 2) 在躯体化得分上，不同性别及不同分科高中生之间都没有显著差异。高三学生与高一、高二、高三复读班学生都存在显著差异，得分高于这三个年级学生。其他三个年级间差异不显著。 3) 生活事件对躯体化具有显著正向预测作用，心理弹性对躯体化具有显著负向预测作用，且心理弹性在生活事件对躯体化影响中起部分中介作用。
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user: 摘 要 大学生对于未来工作会有各种期待，个体的自信水平面对这些就业目标会表现出差异，本研究从自我建构角度探讨影响就业自信的心理机制。研究根据社会认知基本维度将就业自信划分为两个维度，包括能力追求方面的自信和关系追求方面的自信。结果表明，特质性互依自我建构能显著预测关系目标自信，同时部分通过影响关系目标自信进一步影响能力目标自信。特质性独立自我建构不能预测就业自信。两种状态性自我建构的启动都会影响个体的就业自信水平，表现为独立自我建构组在自我实现等能力追求方面更自信，互依自我建构组在人际交往相关的目标上更自信。通过启动大学生不同的自我建构方式，强化个体相应的价值感受，可以提升就业自信。 关键词 :自我建构，就业自信，大学生
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user: 1. 引言 就业对大学生而言是压力也是挑战。面对这些挑战既需要自身具有深厚的专业能力与专业素养，又要有合理预期及良好的心理素质。就业过程中对自我的肯定态度，遭遇挫折后奋勇前进的勇气，以及经历失败后奋起直追的韧性，对于就业的成功十分重要，而这些品质都与就业自信紧密联系在一起。就业自信指的是大学生在就业过程中对自身的积极感受，是相信自己的就业愿望通过努力之后一定能够实现的心理，是对能够找到一份理想工作的信念，是对各种可能因素综合之后对未来的一种预期或看法  (石红梅，刘建华，2006) 。但是，在评判大学生的就业自信时应该考虑到他们的就业期待，因为不重要的就业目标不能真实地反映大学生就业的状态与走向。大学生就业期待涉及内容非常丰富，比如工资待遇、工作性质、工作地点、人际氛围、工作价值、社会地位、企业文化等，有些是非常重要坚决不能舍弃的因素，有些则是必要时可以放弃的锦上添花。本研究中就业自信指个体相信自己能够找到符合期待因素的工作的信念，并根据社会认知基本维度的划分  (Wiggins， 1991) ，将就业自信划分为能力目标自信及关系目标自信两个维度，其中能力目标自信是指个体的理想工作中更多的包含和能力相关的特征，并且相信自己可以实现；而关系目标自信则是指个体理想工作中更多包含和人际交往有关的特征，并且相信自己可以实现的一种信念。 在塑造和影响就业自信的因素中，有一类为已有研究所忽略，即个体认识自我时将自己放在何种参照系中  (Markus & Kitayama， 1991) 。不同参照系重视的就业要素不同，因而形成就业自信的倾向性。独立自我建构者对自我的定义主要来源于个体的内在属性  (Church et al.， 2003) ，倾向于拥有实现自我价值及能力表现的动机  (Gardner， Gabriel， & Lee， 1999) ；互依自我建构的自我表征涉及他人，主要从社会连接和社会规范上进行自我定义  (Markus & Kitayama， 2003) ，倾向于拥有社会、集体或人际取向的动机  (Gardner， Gabriel， & Lee， 1999) 。两种参照系界定他人或自我的重要性不同，会自然地传递到大学生就业目标及就业自信之中。由于自我建构可以通过操纵发生变化  (Brewer & Gardner， 1996) ，因此从自我建构的角度探索影响就业自信的方式，不但有利于理解大学生的就业自信，也能据此调节就业自信。 本研究旨在考察自我建构对就业自信的影响机制，探寻提升大学生就业自信的办法。基于独立自我建构和互依自我建构的特性，可推测能力目标型就业自信主要源于独立自我建构，关系类目标自信主要由互依自我建构所决定；当特定自我建构处于凸显状态时，都会提升与此建构内容一致的就业自信。领域自信相对独立于一般自信，但它们会相互影响  (毕重增，2009) ，因而本研究会对一般自信加以控制。研究一通过调查法考察特质性自我建构对大学生就业自信的影响，研究二通过实验法激活个体不同的自我建构方式考察状态性自我建构对就业自信的影响。
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user: 2. 研究一 2.1. 研究目的 探索特质性自我建构与就业自信的关系。 2.2. 研究方法 2.2.1. 被试 93名大学生，其中男生42名，女生51名，平均年龄为20.35 ± 1.69。 2.2.2. 材料及测量 自我建构测量工具：一般自我建构量表(Self-Construal Scale， SCS)。  Singelis (1994) 基于Markus等人的自我建构理论编制了该量表，共24个项目，分为两个维度即独立与互依维度，每个维度12个项目，为自陈式量表，采用7点评分。国内研究者  (王裕豪，袁庆华，徐琴美，2009) 对该量表的中文版在大学生群体中进行了试用，具有较好的信效度。 就业自信测量工具：自编就业自信问卷。采用开放式问题了解大学生理想工作的特征，从35名大学生的理想工作描述中选择出现频率最高的6项(实现自我成长、工作中人际关系和谐、得到他人赞赏、可以不断提高自己的才能、离家和父母近些、与自身专业相关)组成就业自信问卷的内容。其次，经过对93名大学生数据的分析，最终形成的就业自信问卷包含该6项题目，并进行重要程度(0 = 完全不重要，9 = 极其重要)和自信等级(1 = 很不自信，5 = 很有自信)的评定，以相信自己能实现重要就业目标的程度作为就业自信的指标，包括能力目标自信和关系目标自信两个侧面。本次调查中该问卷的内部一致性系数为0.51，关系层面和能力层面项目之间的平均相关系数分别为0.20和0.13。 一般自信测量工具：总体自信问卷  (毕重增，黄希庭，2006) 。该问卷由12个项目组成，5点评分，得分越高表示个体越自信，有较好的信效度。本研究中内部一致性α系数为0.83。 2.2.3. 数据处理 以个人为单位进行独立测试，收回问卷后，将数据录入SPSS16.0进行管理和分析。 2.3. 结果 能力目标自信与互依自我建构相关显著，关系目标自信同时与独立、互依自我建构有显著相关，能力目标自信和关系目标自信之间有关联(见表1)。 控制一般自信水平，以独立自我建构和互依自我建构维度作为自变量，分别以能力目标自信和关系目标自信作为因变量，进行逐步多元回归分析。结果发现互依自我建构能够预测能力目标自信和关系目标自信，独立自我建构对两者均没有显著的预测力(见表2)。 与内容一致性假设相悖的是，互依自我建构表现出了对能力目标自信的显著预测力。能力目标自信和关系目标自信并非非此即彼，那么，互依自我建构是否通过关系目标自信间接的影响了能力目标自信？接下来对关系目标自信在能力目标自信和互依自我建构之间的中介作用进行了检验  (温忠麟，张雷，侯杰泰，刘红云，2004) 。结果表明，关系目标自信在能力目标自信和互依自我建构之间有部分中介作用(见表3)。 Table 1 Pearson correlation coefficients and descriptive for self-construal and employment confidenc M SD 独立自我建构 互依自我建构 能力目标自信 独立自我建构 4.63 0.59 互依自我建构 5.24 0.63 0.14 能力目标自信 27.54 7.30 0.04 0.34 ** 关系目标自信 24.85 6.95 0.26 * 0.37 ** 0.35 ** 表1. 独立自我建构、互依自我建构与能力目标自信、关系目标自信的相关 注： ** 表明p < 0.01， * 表明p < 0.05。下同。 Table 2 Regression of self-construal on employment confidenc ΔR 2 F B β t 能力目标自信 总体自信 0.10 8.39 ** 3.99 0.30 2.90 ** 互依自我建构 9.96 ** 3.69 0.32 3.26 ** 关系目标自信 总体自信 0.10 16.48 ** 5.09 0.40 4.06 ** 独立自我建构 15.20 ** 3.55 0.32 3.44 ** 表2. 独立自我建构、互依自我建构分别对能力目标自信和关系目标自信的回归分析 Table 3 Relationship confidence as a mediator in the relation between interdepent self-construal and ability confidenc 因变量 自变量 ΔR 2 B SE β 第一步 能力目标自信 互依自我建构 0.12 3.93 1.14 0.34 ** 第二步 关系目标自信 互依自我建构 0.13 4.01 1.08 0.37 ** 第三步 能力目标自信 关系目标自信 0.18 0.27 0.11 0.26 * 互依自我建构 2.83 1.19 0.25 * 表3. 关系目标自信在能力目标自信和互依自我建构之间的中介作用检验 研究一结果表明，互依自我建构能显著预测关系目标自信，同时部分通过影响关系目标自信进一步影响能力目标自信。独立自我建构不能预测就业自信。
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user: 3. 研究二 3.1. 研究目的 状态性自我建构对就业自信的影响。 3.2. 研究方法 3.2.1. 被试 30名大学生，包括16名男生，14名女生，平均年龄为20.80 ± 1.79岁。 3.2.2. 材料与测量 自我建构的启动中文版代词圈定任务  (Sui & Han， 2007) 。  Sui和Han (2007) 等人在探究不同自我建构类型对面孔识别相关神经活动的研究中使用了代词圈定任务，编制了中文版的三段代词圈定材料，具有较好的启动效果，启动持续时间大概为三分钟。其属于自我建构阈上启动方法，主要是通过给予被试或者和独立我相关的任务或者和互依我相关的任务进而启动不同的自我建构。首先，要求被试阅读完材料后圈出材料中的所有人称代词，之后尽量在3分钟内写出10个以“我”为开头的句子。对句子进行三类编码  (Rhee， Uleman， Lee， & Roman， 1995) ：独立型自我建构描述编码为1，互依型自我建构描述编码为2，二者都不是则编码为0。句子个数即为该类型自我建构得分。 就业自信测量工具同研究一。本实验中的内部一致性系数为0.52，关系层面和能力层面项目之间的平均相关系数分别为0.25和0.23。 一般自信的测量同研究一。本实验一致性系数为0.81。 3.2.3. 实验设计 单因素被试间设计。自变量为启动类型，包括两个水平，即独立型自我建构启动组、互依型自我建构启动组，因变量分别为就业自信两个维度的得分。 3.2.4. 实验程序 采取主试和被试一对一的方式进行。当被试完成代词圈定任务后就直接进行就业自信问卷的测试。然后填写一般自信问卷。 3.3. 研究结果 3.3.1. 自我建构启动效果检验 为检验代词圈定启动方法的操作效果，对独立我组及互依我组句子完成数量进行t检验。统计结果显示，独立型自我建构启动组个体的独立我描述句子数量显著高于互依我描述数量(t = 2.75， p < 0.05)；互依型自我建构启动组个体的互依我描述句子数量显著高于独立我描述数量(t = −2.21， p < 0.05)。独立自我建构启动组的独立我句子描述数量要高于互依我启动组的独立我描述数量(t = 3.58， p < 0.01)；互依自我建构启动组的互依我句子描述数量显著高于独立自我建构启动组互依我句子描述数量(t = −3.07， p < 0.01)。结果表明本研究选择的代词圈定任务可以启动被试不同的状态性自我建构，实验的操纵是成功的(见表4)。 3.3.2. 自我建构启动类型对就业自信的影响 对于能力目标自信的重要评定和自信等级评定，独立启动组的分数均高于互依启动组的分数，效应量d值分别为0.77、0.55；对于关系目标自信的重要评定和自信等级评定，互依组的分数均高于独立组的分数，效应量d值分别为1.29、0.36。表明启动不同类型的自我建构之后，个体的重要性和自信等级评定都会发生变化，重要等级相对自信等级的变化更大。 以一般自信水平为协变量，自我建构启动类型为自变量进行协方差分析。结果显示，个体的能力目标自信和关系目标自信水平受到激活的自我建构类型影响。其中独立型自我启动组的能力目标自信水平显著高于互依型自我启动组，而互依型启动组的关系目标自信显著高于独立型自我建构启动组(见表5)。
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user: 4. 讨论 4.1. 特质性自我建构对就业自信的影响 通过调查发现，互依自我建构对大学生的能力目标自信和关系目标自信都有预测作用。大学生的两种目标自信具有紧密的联系，虽然在内容上有所区分，但对于就业目标的达成缺一不可，无论哪一方面的自信都能够传递到整体的就业自信。互依自我建构者倾向依据与他人的关系考虑自我，在做决定时更有可能考虑到他人的需要和希望，对他人的需求和关注的问题保持开放性并积极地响应，这些感知与关系的积极评价紧密联系  (Cross， Bacon， & Morris， 2000) ，因此互依自我建构与人际关系正相  (Cross， Gore， & Morris， 2003) ，本研究中也表现出对大学生就业自信中关系方面的预测作用。关系目标自信中的部分内容对能力目标自信的提升也大有裨益，比如良好的人际关系环境可以释放与人交往的压力，个体便能专注 Table 4 The difference of sentence types between independent group and interdepent grou n M SD t p 独立我组 独立我句子数 18 5.83 1.86 2.75 0.014 互依我句子数 18 3.39 2.06 互依我组 独立我句子数 16 3.25 2.35 −2.21 0.043 互依我句子数 16 5.50 1.93 独立我句子数 独立我组 18 5.83 1.86 3.58 0.001 互依我组 16 3.25 2.35 互依我句子数 独立我组 18 3.39 2.06 −3.07 0.004 互依我组 16 5.50 1.93 表4. 独立我组、互依我组句子描述差异统计分析表 Table 5 The difference of employment confidence between independent self-construal priming group and interdependent self-construal priming grou 启动类型 n M SD F p η 2 d 能力目标自信 独立型自我启动组 15 29.73 4.86 10.00 0.004 0.27 0.94 互依型自我启动组 15 25.02 5.15 关系目标自信 独立型自我启动组 15 22.36 4.21 5.82 0.023 0.18 0.98 互依型自我启动组 15 27.64 6.06 表5. 独立启动和互依启动影响就业自信的方差分析统计表 于工作中的能力目标追求，同时优良的人脉也是竞争的资本，可以帮助人们在工作上表现得更好，这些都对能力目标自信有积极作用。因而互依自我建构通过提升关系目标自信也间接的影响了能力目标自信。总的来看，个体所呈现出来的整体上的就业自信，与特质性互依自我建构的联系是非常紧密的，在以他人为参照的自我认识下，个体对就业目标的达成更有自信。 调查结果并未发现独立自我建构对就业自信的预测作用。独立自我建构和互依自我建构虽然具有不同的特征，但二者并不是一个维度的两个极端，而是可以并存于同一个体的  (Markus， Kitayama， & Heiman， 1996) 。为何调查研究中独立自我建构的作用消失不见？有可能是独立性自我图式需要更多的线索才能从蛰伏状态中凸显出来并发挥作用。我们的文化强调人与人之间的连接，人们不但会以自己为中心通过他人形成一种关系的网状结构  (杨宜音，2008) ，而且各种社会关系网的重要性时刻处于觉醒状态。只有当确切地认识到每个人是独特的个体，而不是依附于各种关系的存在，才能调动有关独立我的信息。另外，本研究中就业自信指向未来目标，而目标追求任务信息在互依自我建构显著时更易被确认、连接和用于引导未来展望，互依自我建构的个体，更拥有去预测未来的倾向  (Dean & Gardner， 2014) ，由此，关于未来理想工作当中的状态，个体就可能更多地从互依自我维度出发去建构。 4.2. 状态性自我建构对就业自信的影响 通过操纵个体的自我建构发现，当启动独立自我建构时，个体的能力目标自信水平上升；启动互依自我建构时，关系目标自信水平则有所提高。已有研究发现，当个体自我建构的某一特定元素被激活后，记忆中与之相联系的图式概念也会得到激活  (Neely， 1977) ，从而使得对与自我相联系的某些信息的知觉、判断及加工变得相对容易，与自我相关的一些心理活动将会与激活的自我建构保持一致  (Markus & Kitayama， 1991) 。本研究则发现，自我建构对就业自信的影响不是对目标本身，而是对目标的重要性。独立自我建构者倾向于拥有自我实现及能力表现的动机  (Gardner， Gabriel， & Lee， 1999) ；互依自我建构者倾向于拥有社会、集体或人际取向的动机  (Gardner， Gabriel， & Lee， 1999) ，启动个体的独立自我建构，其会更看重能力相关的目标；启动互依自我建构则使个体对关系相关的目标更加重视。自我建构的启动，深化了个体对相应目标的价值认识，强化了个体在该目标上的价值认同。而意义和价值正是自信产生的基础。人们设定和追求目标，便是为了实现自己认定的价值  (毕重增，2009) 。当某种自我建构方式处于凸显状态时，得个体对相应的就业目标更加关注，对依附于该目标之上的价值感受的体验就更为深刻，而这正是自信的来源。 4.3. 提升大学生就业自信 从对大学生的调查来看，特质性自我建构中只有互依型能够预测就业自信，而在接下来操纵自我建构的实验研究中，发现匹配对应模式也许是提升就业自信的有效途径。启动个体独立型自我建构，个体会更多地倾注于自我，强化个体在就业中自我实现等能力追求方面的价值感受，从而提升能力目标上的就业自信；启动个体的互依型自我建构，其自我表征便更多地涉及他人，个体在人际交往等关系追求方面的价值感受更为深刻，因此就业关系目标方面的自信得到提升。以往相近领域的研究也支持这种匹配对应模式。如在自尊和自我建构的关系研究中发现，对独立型自我建构的个体而言，当在自身从事的领域中比他人出众且保持一种成功状态时，他们会对自我产生更多的积极评价，自尊水平会得到提高(  Heine， Lehman.， Markus， & Kitayama， 1999 ;  Singelis， Bond， Sharkey， & Lai， 1999 )；而对依存型自我建构的个体来说，当他们能够建立并发展一种良好融洽的社会关系时，个体会产生更多积极的自我评价，自尊水平得到提高  (Cross， Gore， & Morris， 2003) 。 通过启动个体特定自我建构方式，会使得个体更加关注相应的就业目标，但当目标过于困难的时候，信心可能反而受到抑制。本研究并未对此加以考察，有待后续研究深入探讨。
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user: 基于横向运动的频移分析
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user: 摘 要 对于相对论Doppler效应，纵向和横向运动都会产生Doppler频移；在非相对论Doppler效应中，运动速度远小于光速，纵向运动会产生Doppler频移，而横向运动不会产生频移。在现实中，宏观物体的运动速度不可能接近光速，故涉及到的都是非相对论的Doppler效应。本文理论分析表明，当横向运动引起等效的纵向位移或引起纵向传播的电磁波的相位变化时，横向运动也有可能产生频移。这能够成为一种新的检测原理，用于检测运动速度和目标外形等。 关键词 :Doppler频移，纵向运动，横向运动，检测原理
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user: 1. 引言 在日常生活中，人们都会有这样的体验：当鸣笛的火车迎面开过来时，观察者所听到的笛声音调由低到高；当火车急驰而过向远离观察者的方向运动时，听到的笛声音调则是由高到低。而且火车行驶的速度越快，观察者听到笛声音调的高低变化也就越明显。在物理学中，音调的高低是由声源振动的频率决定的。但在上述情况中，观察者听到的音调变化完全是由声源与观察者之间的相对运动所引起的。这一物理现象就是著名的Doppler效应，它是由奥地利物理学家Christian Johann Doppler于1842年最先发现的。此效应不仅仅适用于声波，也适用于所有类型的波，包括光波和电磁波[ 1 ] [ 2 ] 。 Doppler效应在现代科学技术领域中有着广泛的应用，如卫星定位、医学诊断、气象探测等等[ 1 ] [ 3 ] [ 4 ] 。特别是基于电磁波Doppler效应研制出的一种机载雷达——多普勒雷达，它可应用于导航、测速、测距、跟踪和引爆等诸多系统中，受到了人们极大的关注。直至今日，Doppler效应及其相关应用依旧是研究的热点问题，人们试图将它运用到更多的领域中，解决一些棘手的问题。目前，发现有不法分子利用鲜活农产品“绿色通道”夹带一些非鲜活农产品，使国家和人民的利益受到损失，而研发有效的监测手段和检测设备已成为了当务之急。由于国内外现有通关监测方法存在着成本、安全和可靠性等方面的问题，故考虑采用多普勒雷达来进行绿色通道车辆异常物品的监测，而其中关键的问题就是检测Doppler效应/频移。 本文基于传统Doppler效应的基本原理，对利用横向移动的检测装置来检测静止的不规则物体时和电磁波入射到横向运动的非均匀介质(周期结构)上出现的频移进行理论分析，并由此得出结论。
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user: 2. Doppler效应 若波源和观察者之间存在着相对运动，观察者接收到的频率就不同于波源发射的频率。这种由于相对运动引起的频率变化，就称为Doppler效应，而接收频率与发射频率之间的差频则称为Doppler频移。 2.1. 相对论和非相对论Doppler效应 对于相对论Doppler效应，其公式形式可表述如下：如图1所示，观察者A静止于S系中的O点，波源B静止于S'系的原点O'，且S'系相对于S系以速度v沿xx'正方向运动。设波源发射频率为f 0 ，观察 图1. Doppler效应 者接收到的波的频率为f，则有 (1) 其中，当q = 0时， (发生“蓝移”)，q = p时， (发生“红移”)，这两种情况统称为相对论纵向Doppler效应；而当q = p/2时， ，这种情况则称为相对论横向Doppler效应。可见，Doppler效应不仅与波源和观察者之间的运动速度有关，还与波源和观察者的相对位置有关；在相对论Doppler效应中，无论是纵向运动还是横向运动，f − f 0 ≠ 0都成立，总有Doppler频移产生。 然而，对于非相对论Doppler效应，考虑 ，那么忽略表达式(1)中的v 2 /c 2 项，即得 (2) 其中，当q = 0时， ，q = p时， ；而当q = p/2时，f = f 0 。可见，在非相对论Doppler效应中，纵向运动会产生Doppler频移，但是横向运动则不会产生Doppler频移[ 4 ] -[ 6 ] 。 由于静止质量不为零的宏观物体其运动速度v不可能很接近光速c，一般都是 。因而，在实际应用中，通常考虑的都是非相对论的Doppler效应。作为其中的一种典型情况，当只存在纵向运动时，Doppler效应具有下列计算公式：设某一波源发射的波的频率为f，波长为l，它们与波的传播速度v的关系是f = v/l。 若观察者静止，当波源以速度w向观察者运动时，观察者所接收到的频率为 (3) 而当波源以速度w背向观察者运动时，观察者所接收到的频率则为 (4) 同理，若波源不动，当观察者以速度w向波源运动时，观察者所接收到的频率为 (5) 而当观察者以速度w背向波源运动时，观察者所接收到的频率则为 (6) 从中可以发现：波源和观察者之间的距离缩短(相向运动)时，接收频率高于发射频率；而两者之间的距离增大(反向运动)时，接收频率则低于发射频率 [ 1 ] [ 2 ] 。 2.2. 纵向运动产生的Doppler频移 假设在天线的有效范围内，有一运动目标，如图2所示：天线1发射电磁波到运动目标上，天线2接收被其反射回来的电磁波。令发射频率为f 0 ，电磁波的传播速度为光速c，目标的运动速度为v。由Doppler效应的计算公式(即式(6))，可知运动目标接收到的频率为 (7) 而再根据式(4)，可得天线2接收到的频率则为 (8) 那么天线2接收到的频率与天线1发射的频率之间的关系即为 (9) 结果表明：天线1发射频率为f 0 的电磁波，目标以纵向速度v背离天线运动，天线2接收运动目标反射回来的电磁波，由于Doppler效应，那么天线2接收到的频率将是发生两次Doppler效应后的频率，即f 2 。用Df表示Doppler频移，则为 (10) 由上式可知，Doppler频移与相对于天线的纵向速度v成正比。因为发射频率f 0 、光速c都是已知的参量，所以只要能测出Doppler频移Df，就可以求出运动目标的速度v，即v = Dfc/( 2 f )。这就是多普勒雷达测速的基本原理 [ 1 ] [ 2 ] 。
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user: 3. 横向运动引起的频移 当波源和观察者之间存在纵向运动，引起纵向位移，就一定会产生Doppler频移；而横向运动在一般情况下不可能引起纵向位移，也就不会产生Doppler频移。然而，在一些特殊情况下，横向运动还是有可能产生频移。 3.1. 横向运动引起的Doppler频移 假若将一静止的不规则物体作为目标，通过移动检测装置对其进行检测，如图3所示：在t 0 时刻位于A处的检测装置向此不规则物体发射频率为f 0 的电磁波，t 1 时刻到达此物体表面并发生反射，这段时间(t 1 − t 0 )里检测装置移至B处；而被反射回来的电磁波，在t 2 时刻又被移动到C处的检测装置接收。由于目标表面不规则，那么不同时刻目标和检测装置之间对应的纵向距离是不等的，即存在纵向位移。也就是说，检测装置相对于目标的横向运动可以等效为目标和检测装置之间的纵向运动。 考虑到电磁波在空气中传播的速度(光速c)远大于宏观物体的运动速度，因而当不规则物体和检测装置之间的距离一定时，可以认为入射波和反射波传播的时间近似相等，即t 1 − t 0 » t 2 − t 1 。令在t 0 、t 1 和t 2 时刻检测装置和不规则物体之间的纵向距离分别为L 0 、L 1 和L 2 ，其中L 0 = c(t 1 − t 0 )；再设检测装置以速度 匀速移动，则AB = v D (t 1 − t 0 )，BC = v D (t 2 − t 1 )，且AB = BC。在不规则物体表面的入射点处做切线，根据三角形相似原理，可得：L 1 − L 0 = L 2 − L 1 。若将不规则物体和检测装置之间的等效纵向速度记为v，那么 也可表示为 (11) 由Doppler效应的计算公式(即式(4))，可知t 1 时刻，在不规则物体上检测到的电磁波频率为 (12) 而再根据式(6)，可得t 2 时刻，检测装置接收到的电磁波频率则为 图2. 目标纵向运动产生的Doppler频移 图3. 检测装置横向运动引起的Doppler频移 (13) 那么发生两次Doppler效应后的Doppler频移即为 (14) 将等效纵向速度的表达式(即式(11))代入上式，进而得到 (15) 由此可知，只要横向运动时检测装置与目标之间的相对纵向距离发生改变(即L 2 ≠ L 0 )，就会有Doppler频移产生。另外，如果已知随时间变化的Doppler频率，那么就可以得到检测装置与无规则物体之间纵向距离的时间函数，即不规则物体的外形。 3.2. 非均匀介质横向运动引起的频移 作为一种特殊的非均匀介质，周期结构也是不规则物体。通过对一系列运动周期结构的电磁散射问题进行研究 [ 7 ] - [ 9 ] ，结果发现：当周期结构横向运动时，得到散射场的频率不同于入射场的频率，并且此时的频移与运动速度有关。如图4所示，在自由空间(区域I)与相对介电常数为e的电介质(区域II)的分界面上，有一周期薄层以速度v沿平行于分界面方向匀速运动，假设其相对介电常数在运动坐标系(相对 于静止坐标系以速度 运动)中可表示为 (16) 其中，e a 是平均相对介电常数，d是调制系数，a是周期。针对宏观物体的运动速度v远小于光速c的情况( )，根据Galilean变换可知：在静止坐标系中周期薄层的相对介电常数为 (17) 可见，它具有时空周期介电常数分布。 以TE波为例，假设频率为w 的入射波的电场表达式为 (18) 根据狭义相对性原理，物理定理对于做匀速运动的坐标系而言形式不变。那么在运动坐标系中反射电场和透射电场可表示为 (19) (20) 图4. 运动周期薄层结构 这里， 是Floquet模式函数，表示由于周期结构的存在而出现的一系列谐波分量。其中，w' 是运动坐标系中的频率； ，k x 表示x方向的传播常数， 为模式阶数。由Galilean变换可得 (21) 可见在静止坐标系中反射波和透射波的频率为 (22) 那么产生的频移，即散射波与入射波的频率之差为 (23) 可知，除了基次模(m = 0)外，其他所有高次模对应的频移都与周期薄层的横向运动速度v成正比。通过选择适当的周期a和阶数m，运动周期结构可以用于速度检测。换句话说，这种特殊的结构可以作为一种速度-频率转换器而得到广泛应用。
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user: 4. 讨论和结论 对于相对论Doppler效应，无论是纵向运动还是横向运动，都会有Doppler频移产生。而在非相对论Doppler效应中，运动速度远小于光速，纵向运动会产生Doppler频移，但横向运动则不会产生Doppler频移。由于宏观物体的运动速度不可能很接近光速，因而在实际应用中，人们通常关注的都是非相对论的Doppler效应。众所周知，纵向运动一定会产生Doppler频移，而横向运动一般不会产生Doppler频移。然而，上述分析表明，在一些特殊的情况下横向运动也能引起频移，即：横向运动引起等效的纵向位移，或者横向运动引起纵向传播的电磁波的相位变化。 如果目标为外形不规则的物体，当横向移动检测装置时，会发现不同时刻目标和检测装置之间的纵向位移发生变化，这可以等效为在二者之间存在着纵向速度，从而有Doppler频移产生。反之，当检测装置静止，而不规则物体横向运动时，同样会产生Doppler频移。倘若平面波入射到横向运动的非均匀介质(如周期结构)表面上，散射波的频率将不同于入射波，且频移与速度成正比。 多普勒雷达是基于Doppler效应的典型应用，根据纵向运动产生Doppler频移的原理，人们通常利用它来检测目标与其之间的相对运动速度。对于不规则物体或非均匀介质，同样可以采用多普勒雷达来进行检测，包括其相对运动速度、实物外形等等。 本文仅仅对横向运动是否可以引起频移进行了探讨，并只使用简单和有限的数学语言描述了基本的检测原理。基于Doppler效应的理论分析表明，当横向运动引起等效的纵向位移或引起纵向传播的电磁波的相位变化时，横向运动就会产生频移。
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user: 摘 要 山东路作为青岛市城区最主要的交通干道之一，每天会有大量的居民途经于此，伴随着道路上交通量的增大，突发事件发生的频率也在不断加大，若考虑自然灾害，对居民的出行造成了不小的影响。不仅如此，突发事件对于政府也会造成很大的经济损失。本文以道路通行时间为评价道路抗毁性的基本指标，建立了突发事件下的由道路路阻和信号交叉口延误共同决定的道路抗毁性评价模型，为政府提供可靠的决策依据并为市民提供安全有效的出行指导。 关键词 :突发事件，道路阻抗，交叉口延误，评价模型
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user: 1. 突发事件的定义及其分类 研究突发事件下城市路网的交通特性是抗毁性评价模型研究的基础部分。由于突发事件的突发性和偶然性，使得城市路网的交通特性相比常态下的交通特性会发生巨大的变化，从而体现出道路抗毁性能力大小。因此，了解突发事件的自身属性及其对城市路网交通特性的具体影响是进行下一步的研究的基础。 定义1.1：突发事件的广义定义[ 1 ] 广义上，突发事件可被理解为突然发生的事情：第一层的含义是事件发生、发展的速度很快，出乎意料；第二层的含义是事件难以应对，必须采取非常规方法来处理。 定义1.2：突发事件的狭义定义[ 1 ] 狭义上，突发事件就是意外地突然发生的重大或敏感事件，简言之，就是天灾人祸。前者即自然灾害，后者如恐怖事件、社会冲突、丑闻包括大量谣言等等，专家也称其为“危机”。 根据中国2007年11月1日起施行的《中华人民共和国突发事件应对法》的规定，突发事件，是指突然发生，造成或者可能造成严重社会危害，需要采取应急处置措施予以应对的自然灾害、事故灾难、公共卫生事件和社会安全事件。 突发事件的分类，见表1 [ 2 ] 基于青岛市山东路的实际交通和可能发生突发事件级别情况，仅考虑第III级和第IV级突发事件级别，且将山东路早中晚出行高峰期的情况归类为第III级突发事件。突发事件的情况分为：雨雪天气，突发交通事故和突发大型活动三类。
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user: 2. 道路抗毁性的基本概念 道路的抗毁性是一种从网络的拓扑结构角度来考察网络可靠性的参数，在发生突发事件的情况下，指信号交叉口或路段在遭受到一定程度的破坏时，道路仍能完成其基本服务的能力，它衡量一条道路抗击破坏的能力大小。衡量道路抗毁性的指标一般有道路通行时间、车辆行驶速度、出行费用等，本文主要采用道路通行时间作为衡量道路抗毁性的基本指标。若在发生突发事件的情况下，道路通行时间较之前发生巨大变化，则可以说明该道路的抗毁性较差；若在发生突发事件的情况下，道路通行时间并没有发生明显变化，则可以说明该道路的抗毁性较好。 Table 1 The standard of urban traffic emergency level 事件等级 波及范围 道路损坏情况 交通特性变化 持续时间 案例 基本设施 路网连通性 通行能力 拥堵程度 I级 整个城市：影响人数10万 道路坍塌，基本交通设施功能遭到严重破坏 完全破坏 车辆无法通行，通行能力为0 区域性大面积拥堵 10小时 地震，海啸，飓风 II级 城市部分区域：影响人数5~10万 道路出现严重裂缝、沉陷，设施遭到较严重的物理性破坏 局部破坏，相关连通性能力暂时降为0 区域内道路通行能力暂时降为0 局部拥堵 5~10小时 大范围的火灾，危险品泄漏等 III级 某居民小区：影响人数0.5~5万 路基路面等交通设施遭到一定程度的破坏 小区内路段连通性降低 小区内通行能力有所降低 局部拥堵 1~5小时 局部危险品，火灾等 IV级 个别或局部地点：影响人数0.5万 对道路基本设施影响不大 相关道路路段连通性降低 相关道路通行能力有所降低 相关道路拥堵 1小时 较小交通事故，火灾等 表1. 城市交通突发事件等级划分标准
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user: 4. 结束语 青岛作为著名的旅游城市，客流量大，加上城区人口多，出行强度大，因此对突发事件的道路抗毁性研究显得尤为重要。本文借鉴了以往学者的优秀的研究成果，同时结合本研究自身的特点，主要研究了青岛市的山东路，以该道路的阻抗值，即道路通行时间为评价道路抗毁性的基本指标，建立了突发事件下的由路段路阻和信号交叉口延误共同决定的道路抗毁性评价模型。对城区主要道路做出抗毁性优劣评价，为政府改建道路提供可靠的决策依据，并为市民提供安全有效的出行指导，为城市道路建设工作做出一定的贡献。
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user: 摘 要 水文水资源系统是一个复杂的非线性系统，研究水资源系统中的不确定信息以及水文事件的相关性属性具有重要意义。熵理论是进行水文不确定性度量和相关性分析的有效方法。本文综述了最大熵原理和基于熵理论的相关性分析方法，探究了其在水文水资源学科中的应用，分析了其特点、优势和存在的问题，并对熵理论今后的研究方向进行了展望。 关键词 :水文水资源，熵理论，最大熵原理，相关性分析，应用研究
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user: 1. 引言 水文水资源系统在其发生、发展、演变过程中受到自然因素、生态环境因素和社会经济因素等众多因素的综合作用，使得系统中存在着随机性信息、模糊性信息、灰色性信息、混沌性信息、错误信息和主观信息等大量的不确定信息[ 1 ] 。故在水文领域中存在较多的不适定问题，即根据所给条件或假设无法同时满足解的存在性、唯一性和确定性，如概率密度函数的确定、水文模型的参数估计等。分析和研究这些不适定问题，可以丰富和完善水文学理论，更加科学地模拟水文过程，合理地预测水文现象。另一方面，水文事件的各个特征属性之间普遍具有相关性。这种相关性不仅存在于水文事件内部(如洪峰和洪量，干旱的强度和历时)，也存在于水文事件之间(如降雨、径流的空间相关性)。为了科学、客观地认识水文现象的本质特征，实现防洪减灾和水资源的综合利用，我们也需要对水文事件间的相关关系加以研究。 本文旨在综述熵原理在水文水资源学科中的应用。一方面是不适定问题，最大熵原理在这方面得到了较好的应用。另一方面是相关性分析问题，互信息和Copula熵理论为水文学的相关性分析提供了一条新途径。本文介绍了最大熵原理和基于互信息等的相关性分析理论，并综述了它们的发展历程及应用领域，最后对今后的研究进行了展望。
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user: 2. Shannon熵 1948年，Shannon创立了信息论，并提出了信息熵的概念。信息蕴含于不确定性之中，信息量的定量表征必然联系着不确定性的度量。Shannon所提出的信息熵概念解决了信息的不确定性度量问题，在许多学科得到了广泛的应用[ 2 ] 。 对离散型随机变量X，设其可能取值为 ，且对应的各个取值的概率分别为 ，则其Shannon熵的表达式为： (1) 由此表达式可见，如果X是一个确定性变量，即它取某一个值的概率为1，那么它的Shannon熵H(x)=0；相反的，如果X取该序列的任何值是等可能的，即 ，则其Shannon熵 。可见离散型随机变量的Shannon熵的值域是[0，logN]。 对连续型随机变量X，设其概率密度函数为f(x)，则x在区间(a，b)的Shannon熵H(x)的值为： (2)
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user: 3. 最大熵原理及其应用 3.1. 最大熵原理(Principle of maximum entropy， POME) 对于一个随机变量X，有时候我们需要知道它的概率密度函数，为了从已知的信息中获得其分布函数，Jaynes提出了最大熵原理的方法[ 3 ] 。最大熵原理是基于给定的信息，选出所有符合条件的分布函数中熵最大的那一个作为其分布函数。这一原理所确定的概率分布应与已知的信息相吻合，同时不对未知的部分作任何的人为假定，所以基于最大熵原理得到的概率分布最接近真实的分布[ 4 ] 。 3.1.1.最大熵原理的约束条件 若可以从观测中得到随机变量X的信息，则可以用如下方法表达其约束 ，由概率密度函数的性质可得： (3) (4) 式中， 是反映变量X约束的函数， 是 的期望。 这种约束的表达有一定物理意义，对大多数水文学问题，一般有两三个这样的约束条件。 3.1.2. 最大熵的求解 最大熵的问题即转变成一个有约束的极值问题。一般采用拉格朗日乘法来求解其最大熵，构造拉格朗日函数： (5) 式中， 为拉格朗日乘子。 令L对f(x)的偏导为0，可得， (6) 即 (7) 由此可得， (8) 因此，最大熵的表达式为： (9) 3.2. 最大熵原理在水文水资源中的应用 3.2.1. 概率密度函数推导 利用最大熵原理，选用合理的约束条件，就可求出满足约束条件并使熵最大的概率密度函数。在这一方面，Sonuga [ 5 ] 首次应用最大熵原理推导了基于有限数据最小偏差的正态分布；并在1976年定义了条件熵，进而推导了径流对降雨的条件分布[ 6 ] 。此后许多学者都通过最大熵原理来推导概率密度函数，得到了较多的成果。Sogawa和Araki [ 7 ] 用最大熵原理推导了多元分布，并将其应用于年降水和年最大降水的分析。Singh和Rajagopal [ 8 ] 应用最大熵原理建立了参数扩张法(Parameter-space expansion method)，该方法可用于以有限个参数显式表达的任何概率函数，相比于以前的方法更为适用。Singh还导出了伽马分布[ 9 ] 、皮尔逊Ⅲ型分布[ 10 ] 、韦伯分布[ 11 ] 、极值Ⅲ型分布[ 12 ] 。张明[ 13 ] 通过最大熵原理对地貌瞬时单位线中的等待时间概率密度函数进行研究，得出了等待时间概率密度函数等价于皮尔逊Ⅲ型分布的结论。Papalexiou和Koutsoyiannis [ 14 ] 推导了三参数广义伽马分布和四参数广义贝塔分布。实例证明，用最大熵法所得到的概率密度函数与直接概率方法所得的结果是一致的。最大熵法的优势是，不需要假定具体的分布，即可求得拟合较优的分布函数。 此外，一些学者对径流的分布函数进行了相关研究。Hao和Singh [ 15 ] 运用最大熵原理确定了两相邻月径流量的联合、条件概率密度函数，进行了单站点的月径流模拟。Zhang和Singh [ 16 ] 针对SPDD (Standardized peak discharge distribution)回归径流模型模拟的缺点，即只能对径流的均值作出预测，通过最大熵原理得到了洪峰流量对径流深的条件分布以及两者间的联合概率密度函数，分析了径流深和洪峰流量的相关关系。并验证了在适当的约束条件下，该方法相对与SPDD方法的优越性。从这些学者应用结果来看，最大熵法的优点是不对径流数据概率密度函数作任何先验的假设，只根据现有的信息量，即可得出相应的概率密度函数，且结果较为合理可信。但当数据较多时该方法较为复杂，且无法模拟数据的双峰特性。另一方面，一些学者利用最大熵原理对流深和流速的分布函数进行了相关研究。Chiu [ 17 ] [ 18 ] 利用最大熵原理推导了河道截面的二维流速分布；Moramarco等[ 19 ] 根据这种方法推导了天然河道径流深度分布的概率密度函数；Farina等[ 20 ] 改进了此方法，使得概率密度的确定不依赖于表面流速的测定结果，测算更为简单。此外，Cui和Singh [ 21 ] 利用最大熵原理和Tsallis熵推导了明渠的二维流速分布，结果表明，由最大熵原理推导的流速分布能够较好地预测某一深度的流速值。 3.2.2. 参数估计 在参数估计方面，学者们利用最大熵原理对一系列的分布进行了参数估计。Jain和Singh [ 22 ] 首次阐明了最大熵原理在参数估计方面的优点，并对极值Ⅰ型分布进行了研究。在此基础上，Fiorentiao和Arora等[ 23 ] 对二元极值分布进行了参数估计。此后，Singh和Guo利用最大熵原理分别对三参数对数逻辑分布[ 24 ] 、二参数对数逻辑分布[ 25 ] 、二参数帕累托分布[ 26 ] 、三参数广义帕累托分布[ 27 ] 、二参数广义帕累托分布[ 28 ] 进行了参数估计；在对这些分布进行参数估计的同时，Singh和Guo还将POME方法估计的结果与矩估计、极大似然估计、概率加权估计等方法进行了比较分析[ 24 ] -[ 28 ] ；结果表明，最大熵法的估计结果与极大似然估计、矩估计等方法相当，且结果合理可信。POME方法优点在于，分位数估计值的偏差要小于其它方法，且计算简便。但最大熵估计法也不具备绝对的优越性，对于不同的分布，它有特定的最佳适用区间，序列长度和概率大小也对其影响较大，在某些区间可能会产生较大偏差。此外，李元章和从树铮[ 29 ] 将最大熵原理法与极大似然法和适线法进行了对比，得出熵估计方法更加简便。张明[ 30 ] 用最大熵原理估计Nash模型参数，验证了其相对于矩法估计的优越性。Hao和Singh [ 31 ] 对扩展Burr-VII分布进行了参数估计，发现最大熵法、矩法、极大似然法、概率加权法在重现期较短时(Smaller return periods)得到的结果是相似的，而对重现期较长的序列就会产生较大差异。 此后，一些学者对以往的研究工作进行了一定地改进。李娟等[ 32 ] 在对P-III分布进行参数估计、臧红霞等 [ 33 ] 对三参数的对数分布进行了参数估计时，考虑了历史洪水信息，给出了新的计算式，结果表明计算精度得以提高。张明和张阳[ 34 ] 从梅林变换出发，对多种水文频率分布参数估计的最大熵法进行了推导。相比于传统的拉格朗日乘子法，此方法更加简单、易懂。 3.2.3. 水资源评价 目前，已有一些学者将最大熵原理应用于水资源评价。其主要做法为利用相对隶属度等概念，综合考虑水环境评价的随机性和模糊性，定义不同的加权广义权距离来表征待评价水样与水质标准的差异，并用最大熵原理确定评价过程中的相对隶属度矩阵。最大熵法所建立的评价模型概念清晰，且相对于灰色聚类法有较高的分辨率[ 35 ] 。譬如，张成科[ 36 ] 提出了基于最大熵原理的水质模糊评价模型，在汾河水质站得到了较好的应用结果。赵庆良[ 37 ] 等建立了水质模糊综合评价模型，并对开封市惠济河水质进行了综合评价。王栋和朱元甡[ 38 ] 对12个有代表性的湖库进行了评价；姜志群和朱元甡[ 39 ] 应用相似的方法对淮河流域水资源可持续性进行了评价，得到了符合实际情况的结果。从这些学者的应用成果来看，基于最大熵原理建立的评价模型概念清晰，计算简便实用，能综合考虑水质评价中存在的模糊性与随机性，有效减少了模糊评价中的主观性，可靠性较高，是一种很好的评价方法。
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user: 5. 结论与展望 本文综述了熵理论在水文水资源学科中的应用，指出了其优点与不足。在不适定问题的解决方面，最大熵原理是一种可行且有效的方法；在相关性分析方面，互信息和Copula熵为水文变量的相关性分析提供了一条新的途径。针对熵理论及其应用存在的问题，本文认为在以下方面还需要深入研究：一是熵理论的完善与其应用的扩展，目前熵理论仍在发展之中，应用还不成熟，譬如Copula熵，故需要进一步的研究与探索；二是，熵的计算方法也存在许多亟待解决的问题，譬如最大熵解的快速优选算法、互信息计算中的维数灾问题等。因此，开展熵理论及其在水文水资源领域中的进一步研究具有重要的理论和现实意义。
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user: 摘 要 以深圳市茜坑水库5个监测点连续5年的监测资料为基础，选择总磷、水深等环境理化因子，以及藻类生物量、叶绿素a和蓝藻生物量等生物因素，利用SPSS软件，进行多元逐步回归分析，分别研究与生物因素显著相关的环境理化因子。并在此基础上，采用逐步回归统计方法，利用与生物因素显著相关的环境因子，建立了茜坑水库藻类生物量变化的初步预测模式。结果表明，剔除次要环境因子后，水库藻类生物量变化主要受水库的水深，水温及总磷的影响，但不同监测点的显著因子有差异，说明藻类生长因环境不同，限制因子也不同。逐步回归统计模型，能够寻找影响藻类生物量的关键性因子，为准确预测提供参考，但尚不能对藻类爆发性生长做出精确的预测。 关键词 :藻类生物量，多元逐步回归，环境因子，预测
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user: 1. 引言 近年来湖泊水库的富营养化问题日益突出，影响人们生产生活及供水安全。学者们针对富营养化机理和预测模式，开展了大量研究工作。富营养化水质模型是研究水质动态变化的有力工具，为富营养化研究提供便捷的方法，为水华的防治提供有力的工具。自20世纪70年代Vollenweider提出了简单总磷模型以来，经过众多科学家的努力，富营养化模型已经得到了很大程度的发展。近年来，富营养化机理性模型中发展较为完善的是生态动力学模型。该类模型涵盖了生态系统中影响藻类生物量的大部分生态学过程，较为完善。国外已有相关模型[ 1 ] [ 2 ] ，如PACGAP 模型，即藻类种群生长和生产力的预测模型；PROTECH-2模型，即浮游植物与环境因子关系模型[ 3 ] 。也有部分商业软件，如美国EPA开发的WASP中富营养模块EUTRO和CE-QUAL2。自上世界80年代以来，我国学者在湖泊富营养化模型构建方面也做了大量工作，特别是在一些富营养化较为严重的湖泊，如太湖、滇池、巢湖等，构建了较好的富营养化生态动力学模型。 这些生态动力学模型虽然尝试从机理上反映藻类生物量的变化，但涉及的生态学过程复杂，参数众多，对数据量要求大，并且取样频次与取样时间对模型参数测定有较大影响，给模型的参数率定和验证造成了很大困难，且多数主要预测藻类总生物量或叶绿素a，专门针对蓝藻水华的模拟预测模型尚不多见。 而采用逐步多元回归方法，分析环境因子与藻类相关关系，方法简单易行，在实际监测资料的基础上，能较好的明确在特定水体中，环境因子与富营养化藻类的关系，为水华藻类机理模型提供较好的参数分析基础。国内学者们分别在太湖、洪泽湖、千岛湖、淀山湖、巢湖等水体[ 3 ] -[ 12 ] 进行了相关研究。但由于不同水体有各自的特性，需结合各自的情况具体分析。 深圳市茜坑水库是深圳市重要的饮用水水源地之一，富营养化问题一直是该水库重点防治问题。为了给该水库管理部门防治富营养化提供理论支持，本研究采用该水库连续5年的监测资料，采用逐步回归的统计方法，分析藻类生物量与相关环境理化因子的相关关系，研究对藻类生物量和水华蓝藻生长影响较显著的因子，为水库水华防治工作提供技术参考。同时筛选关键参数，为建立该水库富营养化蓝藻预测模型提供一定的基础。
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user: 2. 研究方法 2.1. 数据来源 深圳市茜坑水库是深圳市重要的水源地之一，为全面监控水库的水质状况，该水库管理部门自2000年开始，在水库布设采样点，每月采样1~2次，分析了氨氮、总氮、总磷、溶解氧、透明度等化学指标，以及蓝绿藻及藻类总生物量等生物指标，取得了丰富的监测资料。水库共布设6个监测点，各点位置布设如图1所示。 由于监测点VI为后来设立，数据不连续，所以选用监测点I~V连续5年的监测资料进行分析。选择的环境理化因子包括：引水量、水深、水温、透明度、pH值、化学需氧量(COD)、溶解氧(DO)、氨氮(NH 3 -N)、总氮(TN)、总磷(TP)等，其中溶解氧包括表层、4m水深处和8m水深处数据。生物因子分析包括叶绿素a、藻类生物量和蓝藻的生物量。 2.2. 统计分析 借鉴陈宇炜等[ 3 ] [ 5 ] [ 13 ] [ 14 ] 的方法，采用SPSS软件，构建回归方程，具体如下： (1) 采用SPSS软件，对各采样点，以各理化因子为自变量，叶绿素a为因变量，选择临界值95%的显著水平(FC = FJ = 3.0)筛选自变量[ 3 ] [ 4 ] ，得到回归方程和复相关系数，分析得到各采样点的与叶绿素a关系最接近的环境因子。 (2) 在上述分析结果基础上，从理化因子中，剔除pH，DO，COD，SD等5项，以剩余6项理化因子为自变量，以藻类总生物量和蓝藻生物量为因变量，采用SPSS分析，分别得到两项生物因子(藻类总生物量和蓝藻生物量)的逐步回归预测方程和复相关系数等。 图1. 监测点位置布设图 (3) 对11项理化因子进行标准化处理，以其标准化值为自变量，以藻类总生物量和蓝藻生物量的标准化值为因变量，采用SPSS分析，得到两项生物因子(藻类总生物量和蓝藻生物量)标准化值的逐步回归预测方程和复相关系数等。
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user: 4. 结论 对藻类生物量与环境理化因子的相关性回归分析，结果表明，COD的影响最为显著，但化学需氧量受藻类生长的影响而变化，目前无证据表明COD影响藻类生长，因而难以用于预测藻类生长情况。剔除COD，DO等次要环境因子外，藻类生物量主要受水深，水温及TP的影响。但不同监测点的显著因子不同。表明，藻类生长因环境不同，限制因子也不同。为了建立蓝藻预测模型，对各个因子及藻类生物量进行标准化处理，标准化后的回归方程相对未标准化方程，相关性并无显著改善。 综上所述，逐步回归统计模型，能够寻找影响藻类生物量的关键性因子，为准确预测提供参考，但尚不能对藻类爆发性生长做出精确的预测，要对该水库蓝藻水华进行较准确的模拟预测，还需在分析显著因子的基础上，结合藻类生长机理，建立预测模型。
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user: 摘 要 针对感潮河网区水系、水动力以及水利工程特点，以网河区一维水动力数学模型、一维水质数学模型以及闸泵控制模拟模块为基础，建立了基于闸泵群调度的感潮河网区水量水质调控模型，开展了珠江三角洲典型研究区的水量水质调控方案研究。结果表明，调度时段为小潮至中潮、采用单一水闸排水时水量水质调控效果最优；调度后内河涌蓄水量增加242.9万m 3 ，COD平均浓度由40 mg/l降至29.7 mg/l，采用科学的闸泵群调度，有效改善了感潮河网区内河涌水环境、显著增加了淡水资源量；该模型与珠江三角洲一维潮流模型、水质模型、盐度模型以及人类活动影响下的典型区陆面水量水质模型的耦合有待进一步完善。 关键词 :感潮河网，水动力模型，水量水质，闸泵群
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user: 1. 引言 水量水质联合调度是通过改变现有水利工程或拟建水利工程的调度运行方式，发挥水利工程兴利避害的综合功能和综合效益，达到充分利用各种可利用的水资源，增加生产、生活的可利用水量，兼顾改善河道水质，实现水生态、水环境和水景观的修复、改善和保护，确保以水资源的可持续利用保障社会经济的可持续发展[ 1 ] 。目前，我国水利工作者在水量水质联合调度方面开展了大量研究工作，并应用于实际工程调度实践。刘玉年等通过建立包含闸坝群联合调度模式的淮河干支流水系水流演进及污染物质对流扩散降解数学模型，对淮河干支流洪水、污染物迁移进行了实况模拟，探讨了通过水量水质联合调度减少污染事件风险的途径[ 2 ] ；张永勇等以北京市温榆河流域为例，建立了SWAT与闸坝调度模型的耦合模型(SWAT-Qcmode)，从流域尺度上探讨了闸坝的合理调度模式[ 3 ] ；宋刚福等从满足城市河流生态需水量出发，建立了基于生态的城市河流水量水质联合调度模型，并将该模型应用于郑州市七里河水系的闸坝生态调度[ 4 ] ；左其亭等以MIKE11的HD和AD模块为基础，建立了基于模拟–优化的重污染河流闸坝群防污调控模型，能够有效的适用于淮河流域所开展的多闸坝水量水质联合调度[ 5 ] 。在感潮河网区，以水闸泵站联合调度的方式进行内河涌水量水质调控最早见于上世纪八十年代中期的上海市引清调度[ 6 ] ，随后众多学者开展了相关研究。徐祖信等针对平原感潮河网复杂的水流特性，对平原河网进行了合理概化，并充分考虑泵闸控制、水利调度等因素的影响，建立了上海市平原感潮河网水动力模型[ 7 ] ；王超等开展了平原河网区调水改善水环境实验，论证了沿江平原河网区通过长江潮差引入优质的长江水，能有效增加河道的环境容量和水体自净能力[ 8 ] ；董增川等在引江济太原型试验引分水控制模式分析的基础上，建立了区域水量水质模拟与调度耦合模型，并计算分析了望虞河引水调度对太湖水环境改善的影响[ 1 ] ；杜建等建立了潮汐河网水量水质调控模型，研究通过引水调控措施将内河涌由双向流变为单向流改善河涌水环境，并模拟分析了引水调控实施效果[ 9 ] 。 本文针对感潮河网区水系、水动力以及工程特点，建立基于闸泵群调度的感潮河网区水量水质调控模型，以珠江流域典型区为例研究水量水质调控方案。该研究对在复杂感潮河网区实施闸泵群科学调度，有效改善水环境、显著增加淡水资源具有一定的现实意义。