DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. 讨论与结论 6.1. 结果讨论 从以上分析结果，我们可以看出以上12个假设中，假设1~10均成立，因此我们可以得出结论： 1) 高新技术产业集群对区域技术创新水平、区域产业结构升级、高新技术产业集群综合效益有正向影响； 2) 区域技术创新对区域产业结构升级、高新技术产业集群综合效益有正向影响； 3) 区域产业结构升级对高新技术产业集群综合效益有正向影响； 4) 区域技术创新在高新技术产业集群促进产业结构升级中发挥部分中介效应； 5) 区域技术创新、产业结构升级均在高新技术产业集群促进综合效益过程中发挥部分中介效应； 6) 环境规制对高新技术产业集聚度对综合绩效的影响的调节作用。 7) 东中西部在环境规制强度上存在差异，其中环境规制的强度大小依次为中部 > 东部 > 西部。 该结果表明，本文在文献阅读基础上，通过研究几个变量之间相互作用的机理提出的理论模型整体解释良好，假设大多都是成立的。假设不成立的共有两个，分别为： H11 环境规制对技术创新对综合绩效的影响的调节作用。 H12 环境规制对产业结构升级对综合绩效的影响的调节作用。 表明，虽然环境规制的强度会对高新技术产业集群的综合效益产生影响正向影响，但其总要是通过高新技术产业集群由环境规制强度较强的区域向环境规制强度较低的区域转移，以求降低经营成本和逃避规制的处罚限制，而不会直接影响技术创新和产业结构升级的升级，说明环境规制调节的只是集聚主体的聚集意愿和行为，对技术的溢出和挤出效应均不明显，对产业结构的调整和升级的作用也不明显。 分析产生上述结果的原因，有可能是因为技术创新和产业升级对于环境规制来讲属于更长作用周期的变量，而本文只选取了近五年的面板数据，不能够很好的体现出技术创新和产业结构升级的变化。 6.2. 模型修正及分析 通过对理论模型中各个假设逐一验证和分析，我们对第三章提出的理论模型进行修正，修正后的模型如图2所示。 图2. 模型修正图 修正后的模型由以下三部分构成：六条正向影响路径、三条中介路径和一条调节路径，具体为： 1) 高新技术产业集群对区域技术创新水平、区域产业结构升级、高新技术产业集群综合效益均有正向影响； 2) 区域技术创新对区域产业结构升级、高新技术产业集群综合效益有正向影响； 3) 区域产业结构升级对高新技术产业集群综合效益有正向影响； 4) 区域技术创新在高新技术产业集群促进产业结构升级中发挥部分中介效应； 5) 区域技术创新、产业结构升级均在高新技术产业集群促进综合效益过程中发挥部分中介效应； 6) 环境规制对高新技术产业集聚度对综合绩效的影响的调节作用。 6.3. 结论 由修正后的模型得知，高新技术产业集群在优化资源配置、调整消费需求、保持社会稳定、缓解创业压力、推动区域经济增长、实现技术创新和优化产业经济结构等方面发挥了重要作用，已成为我国经济和产业发展的重要推动力量，探究其发展路径，是为了促进高新技术产业集群的发展，完善其发展过程的不足。根据上述的高新技术产业集群综合效益的影响机制模型分析、归纳出高新技术产业集群的发展路径主要有三条：基于技术创新驱动高新技术产业集群的发展路径、通过产业结构升级带动高新技术产业集群的发展路径、通过合理设定环境规制强度促进高新技术产业集群发展的路径。 技术创新驱动路径方面，有以下四种基础路径：率先式技术创新路径、模仿式技术创新路径、改进式技术创新路径、联合技术创新路径。前三条路径为常见路径，笔者这里不再进行解释，只对联合技术创新路径进行简要的解释，联合创新是与科学研究院等其他拥有自主研究创新能力的机构合作，进行引进吸收，从而达到技术的二次创新，最终能够进行批量生产和销售的过程。这种路径可应用于科研能力、研发资金不足的情况下，以最小资金最大研发能力下进行技术发展的需要，能都在短期内达到好的效果。 产业结构升级路径方面，在产业对综合效益影响机制的研究基础上，笔者指出产业结构升级路径也有以下三种方式：集群商业模式提升路径、管理水平提高路径、提升内外部服务环境的路径。 环境规制适应发展路径方面，经过以上讨论，我们得出不同区域的高新技术产业集群应根据其发展状况选择不同的发展路径的选择：创新适应路径、区域转移路径。当集群创新能力高于所处地区平均创新能力时，可以选择进行创新适应，也可以选择向环境规制强度更高的地区转移，当集群创新能力与所在地区平均创新能力持平则应选择创新适应路径，当集群创新能力低于所在地区平均创新能力时，则可选择向规制强度更低的地区转移。 最后综合路径的选择，应根据集群科研能力，研发资金，产业结构以及创新能力状况进行三种路径的最优组合。
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user: 摘 要 基于2009~2017年中国沪、深两市1110家A股上市公司的平衡面板数据，运用管理者过度自信替代指标的连续变量，分析管理者过度自信对企业价值的影响，从融资方式、融资规模及融资期限等多维度探究融资决策在管理者过度自信对企业价值影响中的中介作用。实证结果表明，适度过度自信的管理者因偏好融资成本较高的股权融资降低了企业价值；高度过度自信的管理者则因倾向于短期债务融资而提升了企业价值；融资决策在管理者过度自信对企业价值的影响中存在中介效应。研究结果为分析我国上市公司企业价值的影响因素提供了重要依据，对相关职能部门和企业高管人员探索如何提升企业价值的路径具有一定的启示意义。 关键词 :企业价值，管理者过度自信，融资决策，中介效应 Copyright © 2018 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 国家发改委《十三五规划》的启动、国务院《关于深化国有企业改革的指导意见》的印发及国家高层对“供给侧”一词的频繁提出，从宏观战略层面给我国市场经济体系引入了新的驱动力，为我国企业长期发展战略目标的制定提供了指导方向。在未来五年，国家政策倾向于保持GDP 6.5%以上的增速、深化混合所有制企业改革及传统企业去产能，大部分企业既迎来了前所未有的发展机遇，也面临着巨大的挑战。在企业生命周期中，价值创造是企业能否持续发展的关键要素之一，如何提升企业价值对理论界和实务界均赋予了重要的现实意义。 行为金融学产生之前，国内外学者主要基于“理性人”假说，对企业价值进行了相关研究，如从企业社会责任履行的角度去研究企业价值 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ]，研究结果表明公司通过履行社会责任有助于提高企业价值；从企业多元化经营角度对企业价值进行研究，研究发现企业实行多元化经营有损企业价值 [ 6 ]；Pederson & Thomsen (1999)基于公司股权结构对企业价值影响的研究，得出内部股东持股比例、股权集中度等与企业价值存在正相关关系的结论 [ 7 ]。随着“非理性人”的提出，学者对管理者过度自信与企业价值的研究较多，但对两者之间的关系并没有形成定论 [ 8 ] [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。在融资决策对企业价值影响的研究中，国内外学者主要基于单维度的融资形式或融资规模或融资期限去分析对企业价值的影响，鲜有学者围绕融资决策的多维度去全面分析对企业价值的影响，如，基于债务融资形式及规模 [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] [ 17 ]、股权融资形式及规模对企业价值进行了研究 [ 18 ] [ 19 ]，但研究结论未达成共识。而针对管理者过度自信、融资决策与企业价值三者之间关系的研究文献极少。 基于此，本文综合运用管理学、行为金融学、心理学及计量经济学等相关理论知识，探讨管理者过度自信、融资决策与企业价值之间的关系，拟解决三个问题：1) 基于管理者过度自信替代变量的连续变量，重新探索管理者过度自信对企业价值的影响；2) 深入探索管理者过度自信对融资决策多维度(基于融资方式、融资规模和融资期限层面)的影响；3) 从多维度的视角探索融资决策在管理者过度自信对企业价值的影响中是否具有中介效应。
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user: 2. 理论分析与研究假设 (一) 管理者过度自信与企业价值 在日常生活中，人们普遍存在过度自信的表现，总是倾向于将成功归因于自己的个人能力和努力程度，而总认为失败是因自己的运气不佳或各种外部原因造成的 [ 20 ]。企业经营管理活动中，中高层管理者相应地比一般人表现出更为明显的过度自信，在决策中总是高估收益和取得成功的可能性、低估成本和走向失败的风险 [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ]。作为企业的决策者和控制者，管理者在企业经营方针战略的制定和决策中具有导向功能，在企业日常生产经营活动中肩负着监督和控制的重任，他们的举措决定了企业未来经营绩效的好坏、影响着企业价值的高低。因此，管理者过度自信与企业价值有着密切的联系。纵观国内外研究文献发现，管理者过度自信的程度决定了对企业价值影响的方向和大小。一方面，过度自信的管理者容易高估企业的收益低估其面临的风险，最终降低了企业价值 [ 24 ]。这是由于管理者过度自信，错误地分析了企业的风险和收益，导致企业投资了一些净现值为负的项目，使企业面临投资失败的可能性加大，最终损害了企业价值。一方面，管理者过度自信可以降低企业的代理成本 [ 9 ]、提高企业投资现金流的敏感性，从而提升了企业价值。这是因为适度的过度自信增强了管理者自身能力的发挥，达到了其预期的管理效用，改善了企业前期投资不足对企业现金流的重视程度，提高了企业的运营能力。 Gervais， Heaton & Odean (2005)研究发现，非过度自信的管理者属于风险规避者 [ 9 ]。余明桂、李文贵和潘红波(2013)实证研究证明过度自信的管理者属于风险偏好者。心理学认为，人的心理和行为极易受到惯性效应的影响，即：一般情况下，人在刚接触新的环境时会不自觉地依照固有的思维方式和习惯去处事 [ 25 ]。行为金融学理论认为管理者的行为也有一定的动量效应(即惯性效应)。基于此，本文认为适度过度自信的管理者，虽然高估了企业的收益低估了企业的风险，但对自身能力并不过度乐观，基于惯性效应作用，仍为风险规避者。随着企业投资规模的扩大，在企业需要筹集资金时，为规避风险，可能会更多地采用股权融资，便会增加企业的融资成本，最终会降低企业价值。随着管理者过度自信程度的提高，管理者对自身能力过度乐观，属于风险偏好者，在激进地去寻求一些净利润可能大于零的投资项目的同时，又不愿让新的投资者分享自己的利益，为满足企业因投资规模扩大的资金需求，管理者可能会选择债务融资，从而降低融资成本，最终提高企业价值。 基于上述分析，提出假设1： H1：管理者过度自信与企业价值之间呈U型曲线关系。 H1a：适度的管理者过度自信对企业价值具有负向影响作用。 H1b：高度的管理者过度自信对企业价值具有正向影响作用。 (二) 管理者过度自信与融资决策 融资决策是企业财务决策的核心问题。融资决策需要考虑的问题很多，目前，学术界主要基于融资形式、融资规模和融资期限等方面进行了单维度的研究。 1、管理者过度自信与融资形式、融资规模 融资优序理论(Myers & Majluf， 1984)认为，在考虑企业融资成本的情况下，企业融资形式一般遵循先内部融资再外部融资，在需要进行外部融资时，先债务融资，再股权融资 [ 26 ]。Heaton (2002)的理论研究对融资优序理论进行了很好的解释，这是因为相对于市场而言，乐观的管理者总会高估企业的价值，不愿意通过外部融资让新的投资者分享自己的既得利益 [ 8 ]。Malmendier， Tate & Yan (2005)通过对过度自信的管理者采用的融资方式进行实证研究，进一步支持了上述理论 [ 27 ]。Hackbarth (2003)的研究却发现过度自信的管理者在进行融资方式选择时，并不遵循融资优序理论，更偏向于短期债务融资 [ 28 ]。Fairchild (2005)基于信息不对称模型和道德风险模型的研究，发现过度自信的管理者均偏好于债务融资 [ 29 ]。余明桂、夏新平和邹振松(2006)通过实证研究得出了相同的结论 [ 30 ]。 本文认为，适度的过度自信管理者，因仍为风险规避者，在筹集投资需要的资金时，总是寻求风险较小的股权融资，以降低企业因投资失败应承担的风险。过度自信程度较高的管理者属于风险偏好者，在进行项目投资时，由于对企业状况过度乐观等非理性因素的存在，在内部筹资满足不了投资需求时，鉴于股权融资成本过高和增发股票最终会让股权稀释等原因，管理者既想做大企业这块蛋糕，又不愿让更多的人和自己分享，他们最终会选择债务融资。管理者过度自信程度越高，企业过度投资规模将越大，企业所需资金则会越多，最终企业采取债务融资的规模则越大。 综上，提出假设2： H2：管理者过度自信与企业债务融资规模之间呈U型曲线关系。 H2a：适度的管理者过度自信降低了企业的债务融资规模。 H2b：高度的管理者过度自信加大了企业的债务融资规模。 2、管理者过度自信与融资期限 管理者在进行融资决策时不仅需要考虑融资方式和规模，还会考虑融资期限。Landier & Thesmar (2005)以法国企业为样本进行实证研究，发现过度自信的管理者偏向于短期债务融资 [ 31 ]。但Ben-David，Gerham & Harvey (2007)在以意大利公司作为样本进行实证研究得出的结论表明过度自信的管理者更喜欢采取长期债务融资 [ 32 ]。 过度自信程度较高的管理者在进行融资决策时会优先考虑债务融资，并容易高估自身的经营能力和所投资项目的盈利能力，认为所投项目的资金能在相对较短时间内收回，考虑到短期债务融资成本相对较低，在进行债务融资时会优先考虑短期债务融资，故短期债务融资规模将增大。适度过度自信的管理者在进行融资决策时因偏好于股权融资，会降低短期债务融资比例。 鉴于上述分析，提出假设3： H3：管理者过度自信与企业短期债务融资规模之间呈U型曲线关系。 H3a：适度的管理者过度自信因偏好股权融资，降低了企业短期债务融资比例。 H3b：高度的管理者过度自信提高了企业的短期债务融资规模。 (三) 管理者过度自信、融资决策与企业价值 管理者对企业价值的影响取决于对公司所做的各种决策，管理者过度自信通过作用于企业的融资决策而影响企业的价值。过度自信程度较高的管理者，通常会选择短期的债务融资以降低企业的融资成本，最终提升企业的价值；但适度过度自信的管理者因偏好于股权融资，会提高企业的融资成本而降低企业的价值。李永壮、张博和夏鸿义(2014)发现企业债务融资偏好在领导者过度自信对企业绩效的影响中存在中介效应 [ 33 ]。因此，提出假设4： H4：在管理者过度自信对企业价值的影响中，融资决策具有中介效应。 H4a：在管理者过度自信对企业价值的影响中，债务融资规模具有中介效应。 H4b：在管理者过度自信对企业价值的影响中，债务融资期限具有中介效应。
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user: 5. 稳健性检验 为检验上述实证分析结果的稳定性，从如下两方面进行稳健性测试： (一) 以EPS作为企业价值替代变量的检验 借鉴Myers(1977)将每股收益(EPS)作为企业价值替代变量的经验，在相关指标能够被完整搜集并便于建立平衡面板数据的情况下，以2009~2012年沪、深两市A股上市的1111家上市公司的平衡面板数据重新回归上述模型(回归结果见表4)并做中介效应分析，结果并没有发生明显的变化，说明企业价值替代变量的改变并不会影响实证分析的结果。但模型(1)、(4-1)、(4-2)中控制变量Size和State的符号发生了改变，这可能同国有企业在2009~2012年期间在我国市场经济中占主导地位有关。 (二) 差异系数检验法的中介效应检验 以往学者在对中介效应检验方法进行比较后得出，在所有检验方法中差异系数检验法的中介效应检验效果比较好，其中以Clogg (1992)的差异检验公式的检验效果最为突出，这两个公式都是以t检验为基础 [ 50 ]。为了检验实证分析中融资决策在管理者过度自信对企业价值的影响中中介效应的稳定性，利用 Table 4 The regression result of EPS as the substitution variable of enterprise valu 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4-1) 模型(4-2) EPS Lev Stdr EPS EPS 常数项 −2.896 *** −1.013 *** −0.304 *** −2.765 *** −2.811 *** (−13.969) (−15.390) (−4.253) (−12.832) (−13.557) Con −0.427 * −0.123 ** −0.167 ** −0.373 −0.359 (−1.839) (−2.057) (−2.516) (−1.615) (−1.552) Con 2 0.419 * 0.115 ** 0.160 *** 0.375 * 0.357 * (1.956) (2.109) (2.645) (1.757) (1.672) Lev 0.719 *** (4.301) Lev 2 −0.509 *** (−2.928) Stdr 0.294 * (1.848) Stdr 2 −0.051 (−0.270) Size 0.133 *** 0.064 *** 0.027 *** 0.117 *** 0.124 *** (16.070) (24.880) (9.598) (13.075) (14.921) Grow 0.023 *** 0.018 *** (5.828) (3.942) Tang 0.146 *** 0.118 *** (12.117) (8.882) State 0.040 ** 0.042 ** 0.040 ** (1.998) (2.103) (2.003) Roa 7.533 *** −0.660 *** −0.433 *** 7.724 *** 7.671 *** (58.857) (−20.563) (−12.097) (57.570) (58.975) Top10 0.139 ** 0.164 *** 0.152 *** (2.446) (2.908) (2.692) Liqu −0.004 *** −0.004 *** (−11.843) (−12.367) 年度 Yes Yes Yes Yes Yes 行业 Yes Yes Yes Yes Yes 样本数 4444 4444 4444 4444 4444 Adjusted-R 2 0.518 0.292 0.152 0.522 0.522 F-value 217.978 *** 80.548 *** 35.733 *** 203.497 *** 202.981 *** 表4. EPS作为企业价值替代变量的回归结果分析 注：(1)括号中为t值；(2) * ， ** ， *** ，分别表示在10%，5%，1%水平上显著。 前述检验公式 进行中介效应的稳健性测试，其中，c和 c ′ 分别是解释变量对被解释变量直接 效应和间接效应的估计值， r x m 为解释变量与中介变量的相关系数， s c ′ 为解释变量对被解释变量的间接效应估计值的标准误，(N-3)为自由度，当由Clogg公式计算出来的检验值大于t N −3 的临界值时，认为存在完全中介效应，由于实证模型为抛物线方程，故需要同时考虑一次项和二次项系数估计值的中介效应检验结果。计算结果全部大于临界值，认为具有完全中介效应；计算结果只有二次项大于临界值，认为存在中介效应；计算结果全部小于临界值，则认为不存在中介效应。检验结果见表5，在债务融资规模的中介效应检验中，管理者自信的二次项t N −3 的值为8.944，大于临界值1.960，一次项t N −3 的值为-9.918，小于临界值1.960，故债务融资规模在管理者过度自信对企业价值的影响中具有部分中介效应；同理，在债务融资期限的中介效应检验中，管理者自信的二次项t N −3 的值为27.160，大于临界值1.960，一次项t N −3 的值为−21.075，小于临界值1.960，故债务融资期限在管理者过度自信对企业价值的影响中具有部分中介效应。中介效应的稳健性检验结果与实证分析结果一致。 Table 5 Mediation test of Clogg differential coefficient formul 中介变量 解释变量 c c ’ N r xm S c ’ (c − c’)/(r xm S c ’) t N −3 临界值 检验结果 Lev Con −1.789 −2.513 9990 −0.138 0.528 −9.918 1.960 中介效应显著 Con 2 1.842 2.325 9990 −0.107 0.506 8.944 1.960 Stdr Con −1.789 −2.632 9990 −0.075 0.538 −21.075 1.960 中介效应显著 Con 2 1.842 2.521 9990 −0.049 0.516 27.160 1.960 表5. Clogg差异系数法公式的中介效应检验 注：t N−3 临界值是自由度为9987的双尾检验的5%的值。
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user: 6. 结论与启示 实证分析结果显示：1) 基于心理学和行为金融学的惯性效应作用，适度过度自信的管理者属于风险规避者，在进行融资决策时因偏好股权融资而增加了企业的融资成本，最终降低了企业价值；2) 高度过度自信的管理者属于风险偏好者，在融资时更倾向于债务融资，尤其偏好短期债务融资，在降低企业融资成本的同时提升了企业价值；3) 管理者过度自信是通过融资决策间接影响企业价值的，融资决策在管理者过度自信对企业价值的影响中具有显著的中介效应，但不属于完全中介效应。 本文基于行为金融学理论，重新探索了管理者过度自信与企业价值之间的关系，分析了融资决策在管理者过度自信对企业价值影响中的中介效应，对现有文献、后续研究及企业价值提升路径的选择等方面均具有重要意义。在实证分析中，只基于管理者相对薪酬作为管理者自信的替代变量，通过对管理者自信程度的全样本进行回归分析并没有进行分样本对比；因限于数据的可获得性，没有用管理者自信程度的其它替代变量进行回归分析，没有考虑解释变量的滞后效应和被解释变量的自回归效应，没能基于现有文献找到对适度与高度过度自信界定的理论支撑，这些均有待于在未来的研究中继续探讨。
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user: 摘 要 目的：探讨应用血清胱抑素C在老年脓毒症急性肾损伤患者中启动连续性血液净化(Continuous blood purification， CBP)治疗时机的价值。用新型生物标记物血清胱抑素C来评估脓毒症AKI老年患者中的上机时间，观察患者的炎症因子清除情况、肾功能恢复情况以及预后。方法：采集2017年11月~2018年8月期间于承德市中心医院重症医学科诊断为脓毒症急性肾损伤患者(年龄>65岁) 58例，其中存在CBP上机指征的为43例分为胱抑素C升高(>1.03 mg/L)至12小时内行CBP治疗组为A组与胱抑素C升高(>1.03 mg/L) 12~24小时内行CBP治疗组为B组，测定行CBP治疗前后的降钙素原、C反应蛋白，血清肌酐、尿量、血清胱抑素C水平平均值、乳酸水平、计算序贯器官衰竭sofa评分、急性生理与慢性健康APACHE II评分、格拉斯哥GCS评分，是否采用机械通气、是否使用血管活性药物、治疗转归(28天病死率) (Y或D)。结果： 1) A组和B组的年龄，性别，住院时间，BMI，尿量，APACHE II评分，GCS评分，SOFA评分，入院时是否机械通气的例数，是否用血管活性药物的例数，血清胱抑素C (cys-c)，C反应蛋白(CRP)，血清肌酐(scr)，乳酸，降钙素原(PCT) P值均大于0.05，即以上指标在治疗前A组和B组均无统计学差异。2) A组与B组在治疗后的感染指标血清降钙素原(PCT)、C-反应蛋白(CRP)、急性生理学及慢性健康状况评分(APACHE) II评分中P值 < 0.05，即存在两组之间统计学差异，且A组指标明显优于B组。3) A组与B组在治疗后的肾功能恢复指标尿量，血清肌酐(scr)，血清胱抑素C (cys-c)的P值 < 0.05，即存在统计学差异，且A组肾功能恢复水平指标优于B组。4) 28天生存率A组与B组的比，P值 > 0.05，即28天生存率两组无统计学意义。结论：胱抑素C升高后12小时内的治疗组比胱抑素C升高后12~24小时内治疗组的炎症因子清除及肾功能恢复方面效果好，但对于患者的生存率并无改变。 关键词 :老年脓毒症，急性肾损伤，连续性血液净化，胱抑素C Copyright © 2018 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 脓毒症是重症医学科中发生率高、死亡率高的疾病。年龄是脓毒症和严重脓毒症发生的独立预测因素 [ 1 ] ，统计结果显示，危险年龄以65岁为界，65岁以上患脓毒症的患者是65岁以下者的13.1倍，占脓毒症患者的64.9%，基础疾病(高血压、糖尿病、冠心病、脑血管疾病)，住院前的状态(可生活自理、不可生活自理)，营养不良，虚弱，免疫衰老，这些危险因素使得老年人具有相对高的发生脓毒症倾向，而且，更易罹患脓毒症 [ 2 ] 。体外血液净化治疗目前已成为脓毒症治疗的重要部分。连续性肾脏替代治疗是指一组体外血液净化的治疗技术，是所有连续、缓慢清除水分和溶质治疗方式的总称，具有血流动力学稳定、有效清除中大分子、改善炎症状态、精确控制容量负荷及调节免疫功能等多种优势 [ 3 ] 。在治疗脓毒症方面，主要是通过持续性清除溶质对各脏器起到支持作用。但应何时开始CBP是当前SAKI研究中应该首先被解决的问题之一，ADQI曾建议：肌酐升高2倍，或肾小球滤过率降低 > 50%，尿量 < 0.5 ml (kg∙h)超过2小时予以连续性血液净化治疗，但尿素氮、肌酐、尿量等常用的肾功能指标有一定的滞后性，血肌酐易受到性别、年龄、肌肉容积、经饮食摄入的外源性肌酐的影响，尿量也易受利尿剂、容量状态等因素影响 [ 4 ] 。因此脓毒症患者在此之前可能已经出现了炎症因子的大量释放。对于老年患者这种疾病进展迅速，易早期引起血流动力学不稳定的特点，CBP的早期介入可以起到免疫调剂的作用，特别是脓毒症老年患者存在免疫衰老的特点。合适的CBP治疗时机对于老年患者显得尤为重要 [ 5 ] [ 6 ] 。本研究根据老年脓毒症急性肾损伤患者Cys C升高后(>1.03 mg/L)至开始启动CBP的间隔时间进行分组，观察不同间隔时间行CBP对患者肾功能恢复以及预后的影响，为患者CBP时机的选择提供依据。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 研究设计及病例纳入和排除标准 选取2017年11月~2018年8月期间于承德市中心医院重症医学科行CBP治疗的脓毒症急性肾损伤患者43例。 2.1.1. 纳入标准 1) 年龄 ≥ 65岁。2) 脓毒症诊断标准：明确的感染 ＋ SOFA评分 ≥ 2分。3) AKI诊断标准：符合KDIGO指南即：48小时内scr升高超过0.3 mg/dl (26.5 umol/L)；scr升高超过基线1.5倍；尿量小于0.5 ml/kg/h。且持续6小时以上。4) 具有CBP上机指证。 2.1.2. 排除标准 1) 既往慢性肾脏病患者、长期血液或腹膜透析患者。2) ICU住院时间 < 48小时。3) 行CBP治疗时间 < 12小时。4) 患有严重免疫缺陷病、血液病、恶性肿瘤、严重代谢性疾病的患者。5) 家属中途放弃。 2.2. 研究方法记录 一般资料：病案号、姓名、性别、年龄、BMI、住院时间及住ICU时间、既往病史等。临床指标：行CBP前后降钙素原、C反应蛋白、血肌酐、胱抑素C水平平均值(采用颗粒增强散射免疫比浊法测定胱抑素C血清水平)、尿量、计算序贯器官衰竭评分sofa、急性病生理学和长期健康APACHE II评分、GCS评分，是否采用机械通气、使用血管活性药物、治疗转归(28天病死率) (Y或D)。所有入选的研究对象于行CBP治疗开始前抽取清晨空腹采集3 ml静脉血以及行CBP后24小时内采静脉血。3000 r/min低速离心15 min，分离血清，取上清液，分装保存于−80摄氏度冰箱待测。采用颗粒增强散射免疫比浊法测定胱抑素C血清水平。 统计学方法应用SPSS22.0统计学软件对数据进行统计学分析，数量变量采用均数 ± 标准差表示，计量资料两组间比较采用独立样本t检验。本组治疗前后比较采用配对样本t检验；组间比较采用t检验/方差分析，以P < 0.05为差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 共纳入老年脓毒症急性肾损伤患者43例。 3.1. 结论 1) A组和B组的年龄，性别，住院时间，BMI，尿量，APACHE II评分，GCS评分，SOFA评分，入院时是否机械通气的例数，是否用血管活性药物的例数，血清胱抑素C (cys-c)，C反应蛋白(CRP)，血清肌酐(scr)，乳酸，降钙素原(PCT) P值均大于0.05如表1~3所示，即以上指标在治疗前A组和B组均无统计学差异。2) A组与B组在治疗后的感染指标血清降钙素原(PCT)、C-反应蛋白(CRP)、急性生理学及慢性健康状况评分(APACHE) II评分中P值 < 0.05如表4所示，即两组之间存在统计学差异，且A组指标明显优于B组。3) A组与B组在治疗后的肾功能恢复指标尿量，血清肌酐(scr)，血清胱抑素C (cys-c)的P值 < 0.05，即存在统计学差异，且A组肾功能恢复水平指标优于B组。4) 28天生存率A组与B组的比P值 > 0.05，即28天生存率两组无统计学意义。结论：胱抑素C升高后12小时内的治疗组比胱抑素C升高后12~24小时内治疗组的炎症因子清除及肾功能恢复方面效果好，但对于患者的生存率并无改变。 Table 1 Comparison of General condition Indexes before treatment between the two group 分组 年龄 (岁，Χ ± s 2 ) 性别(例，%) 住院时间(天) BMI 男 女 A组 72.5 ± 13.8 11 (25%) 9 (22%) 19.1 ± 6.9 24.1 ± 0.9 B组 67.2 ± 8.2 11 (25%) 12 (28%) 18.6 ± 4.5 23.0 ± 2.1 t/Χ 2 1.14 0.43 0.204 1.54 p 0.27 0.51 0.84 0.14 表1. 两组患者治疗前一般情况指标比较 A组：胱抑素C升高后12小时内启用CRRT组；B组：胱抑素C升高后12~24小时启用CRRT组。 Table 2 Comparison of clinical parameters before treatment with CRRT in two group 分组 尿量 (ml/24 h) APACHEII (分) GCS (分) SOFA (分) 入院时是否机械通气 (例，%) 是否用血管活性药物 (例，%) 是 否 是 否 A组 31.8 ± 5.1 21.3 ± 5.9 12.0 ± 3.4 5.6 ± 3.5 10 (23%) 10 (23%) 10 (23%) 10 (23%) B组 31.9 ± 3.7 23.6 ± 3.3 11.5 ± 1.9 8.3 ± 4.5 15 (35%) 8 (19%) 11 (26%) 12 (28%) t/Χ 2 −0.18 −1.16 0.38 −2.1 1.80 0.03 p 0.56 0.25 0.71 0.04 0.17 0.85 表2. 两组CRRT治疗前临床指标的对比 Table 3 Comparison of laboratory tests before CRRT treatment between two group 分组 Cys-c (mg/L) CRP (mg/ L) scr (umol/L) Lac (mmol/L) PCT (pg/ml) A组 2.7 ± 1.0 48.89 ± 6.4 314.2 ± 256.4 4.5 ± 2.4 15.2 ± 12.4 B组 3.3 ± 0.9 54.58 ± 0.3 333.2 ± 121.2 4.1 ± 1.6 14.9 ± 4.8 t/Χ 2 0.38 0.58 −0.23 0.44 0.063 p 0.71 0.84 0.81 0.66 0.95 表3. 两组CRRT治疗前实验室检查指标的对比 注：Lac为乳酸，APACHE II为急性生理学与慢性健康状况评分系统，GCS为格拉斯哥评分，BMI为体重指数，SOFA为序贯器官衰竭评分，scr为血肌酐，CRP为C反应蛋白，PCT为降钙素原，Cys-c为胱抑素C，P < 0.05。 Table 4 Comparison of infection index， renal function and 28 day survival rate after CBP treatment in two group 分组 APACHE II (分) CRP (mg/L) PCT (ng/ml) Scr (μmol/L) Cys-c (mg/L) 尿量(mL/24h) 28天存活率(例，%) A组 13.3 ± 0.8 4.58 ± 0.3 3.91 ± 1.9 152.3 ± 124.5 1.44 ± 0.65 300.9 ± 6.1 19 (90.0) B组 19.2 ± 5.3 7.9 ± 2.4 5.75 ± 3.9 268.3 ± 118.4 2.86 ± 0.82 121.9 ± 3.7 18 (61.5) t/Χ 2 −3.3 −1.9 −2.1 −2.2 −4.3 3.6 2.37 p 0.000 0.021 0.046 0.033 0.000 0.000 0.12 表4. 两组经CBP治疗后的感染指标、肾功能以及28天生存率对比 3.2. 讨论 脓毒症是重症医学科常见的危重疾病，对于老年人这种基础状态整体降低的群体，以及免疫能力的下降引起致病菌感染的危险性显著增加。老年患者感染症状的隐匿性，脓毒症的集束化治疗很可能被延误 [ 7 ] 。且这类人群脓毒症进展迅速，易早期引起血流动力学不稳定，老年患者还存在免疫衰老的突出特点，CRRT的早期介入可以起到免疫调剂的作用 [ 8 ] 。因此合适的CRRT治疗时机对于老年患者显得尤为重要。因此本研究选择的对象重点是脓毒症老年患者 [ 9 ] ，而生物学标记物胱抑素C (Cys-C)目前已经可以用来做AKI早期诊断和预后评价，Cys-C无组织学特异性，在所有的有核细胞中均能表达，机体内产量恒定，且它是一种低分子量蛋白质，最终唯一的代谢清除途径是肾脏。理论上C它是一种理想的反映CFR变化的内源性标记物 [ 10 ] 。亦有研究显示，Cys C是预测重症监护室患者发生AKI的良好标志物。关于脓毒症AKI开始治疗时机标准尚未有明确的界定，临床广泛对于脓毒症AKI患者的上机时间仍然遵循2012年KDIGO标准，即以血肌酐和尿量来判断，这两个指标具有明显的滞后性，本论文进一步探讨早期肾损伤因子标记物胱抑素C在上机时机的价值。目前有文献研究发现在肾功能恢复的研究中，年龄具有统计学意义，因此为了除外年龄对结果的影响，本文将脓毒症老年患者设为研究对象。本研究发现，以胱抑素C为节点来早期启动老年脓毒症患者行CBP治疗可以提高炎症因子如降钙素原(PCT)、C-反应蛋白(CRP)这些因子的清除率，这与陈绵军等人 [ 11 ] 在连续性肾脏替代治疗对老年脓毒症患者的疗效分析中提到的研究结论具有一致性。本研究发现以胱抑素C来早期启动老年脓毒症患者行CBP治疗可以改善肾脏功能的恢复。本研究发现两组之间的生存率是无统计学差异的，也就是说应用胱抑素C来启动老年脓毒症急性肾损伤患者行CPB的时机对于患者的生存率并无改善。但由于本研究数量较少，可提供的证据不足，关于胱抑素C是否可以成为比血肌酐更好评估上机时机的标准也有待于后面学者的进一步研究。
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user: 摘 要 蛋白酪氨酸磷酸酶-1B (PTP1B)是胰岛素信号转导途径中重要的负调控因子。PTP1B通过使胰岛素受体及其底物的酪氨酸残基去磷酸化从而破坏胰岛素信号转导。近年来，作为治疗2型糖尿病的新靶点，有关PTP1B抑制剂的研究引起了广泛关注。中国有丰富的植物资源，通过对天然产物进行提取，可以获得一些有活性的PTP1B抑制剂。高效PTP1B抑制剂的发现可以为2型糖尿病的治疗提供新的途径。本文根据PTP1B抑制剂的结构类型，综述了一些具有代表性的天然PTP1B抑制剂的研究进展，包括溴酚类化合物，黄铜化合物，萜类化合物，香豆素类化合物等。表明深入研究PTP1B及其有效的抑制剂对于治疗2型糖尿病具有很好的发展前景。 关键词 :蛋白酪氨酸磷酸酶-1B，2型糖尿病，抑制剂，天然化合物 Copyright © 2018 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 现如今，随着人们生活水平的提高，糖尿病已经逐渐成为威胁人类健康的重大疾病。糖尿病是由胰岛素分泌不足或胰岛素抵抗引起的一种疾病，以高血糖为典型的临床症状，它可以引发视网膜病变、心血管疾病等一系列并发症，严重时甚至危及生命 [ 1 ] 。2型糖尿病在糖尿病患者中占绝大多数，主要是由于胰岛素抵抗作用，使靶细胞对胰岛素的敏感性下降，对葡萄糖的摄取能力降低，最终导致血液中的葡萄糖含量升高 [ 2 ] 。随着人们对胰岛素生理功能研究的不断深入，发现了一些治疗糖尿病的新靶点。其中，蛋白酪氨酸磷酸酶-1B (protein tyrosine phosphatase-1B， PTP1B)是胰岛素信号传导重要的负调控因子，在胰岛素信号的传递过程中起着十分重要的作用，通过抑制PTP1B的活性可以提高靶细胞对胰岛素的敏感性 [ 3 ] ，在糖尿病的治疗中有着十分广阔的应用前景。
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user: 2. PTP1B简介 PTP1B是蛋白酪氨酸磷酸酶家族(PTPs)的一员，于1988年从人胎盘组织中分离出来，是一种由435个氨基酸残基构成的胞内酶，可以在内质网表面广泛富集 [ 4 ] 。PTP1B的N末端含有由半胱氨酸残基(Cys215)和精氨酸残基(Ary221)组成的催化活性中心，指向胞浆方向，可以与胰岛素受体结合 [ 5 ] 。以C末端的35个特异性氨基酸将PTP1B定位在内质网表面 [ 6 ] 。PTP1B通过与蛋白酪氨酸激酶(protein tyrosine kinases， PTK)协同作用维持细胞内蛋白酪氨酸磷酸化水平的动态平衡，是细胞信号转导机制的重要组成部分。PTP1B是胰岛素信号传导重要的负调控因子，可以去磷酸化蛋白酪氨酸，阻碍胰岛素信号的传导，引发2型糖尿病。 PTP1B的结构特征包括：1) 活性位点，PTP1B的催化结构域是由240个氨基酸残基组成的序列，是PTP酶家族共有的保守区域 [ 7 ] 。其中PTP1B的催化活性中心由Cys215残基组成，可以与底物的磷酸基结合从而发生水解作用，是保持PTP1B的酶活性必不可少的结构 [ 8 ] 。2) WPD环，含有Asp181残基，可以参与酶的催化过程，促进底物去磷酸 [ 9 ] 。结合底物之后，该环的构象会改变，促进与底物之间的作用。3) 第二结合位点，该位点不在PTP1B的保守区域，位于活性中心附近 [ 10 ] 。根据以上结构分析，为我们筛选具有更高亲和性和选择性的PTP1B抑制剂奠定了重要的理论基础。PTP1B的结构见图1。 图1. PTP1B的X衍射图
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user: 3. PTP1B与2型糖尿病的关系 PTP1B的高表达与2型糖尿病的发生有着密切的联系，当细胞内PTP1B的浓度较高时会引起胰岛素抵抗，从而引发2型糖尿病 [ 11 ] 。McGuire等人发现，与胰岛素敏感受试者相比胰岛素抵抗的受试者具有更高的体脂百分比和更高的血糖，肌肉组织中具有较高水平的PTP1B [ 12 ] 。Dadke等人发现PTP1B可以与胰岛素受体相互作用从而阻碍胰岛素信号的传导，PTP1B敲除的小鼠具有较强的胰岛素敏感性，胰岛素抵抗的糖尿病大鼠体内发现了较高水平的PTP1B [ 13 ] 。在瞬时转染的脂肪细胞中发现了高水平的PTP1B，PTP1B的过度表达会导致GLUT4介导的葡糖糖转运减少 [ 14 ] 。 3.1. PTP1B与胰岛素抵抗 PTP1B是胰岛素信号转导重要的负调控因子，可以使胰岛素受体及其底物去磷酸化而失活，阻断胰岛素信号的传导。Cicirelli等人通过向爪蟾卵母细胞中注射PTP1B来研究其体内葡萄糖的代谢水平，结果显示PTP1B可以抑制胰岛素信号途径 [ 15 ] 。Klaman等人通过基因敲除研究发现，PTP1B基因敲除的小鼠对胰岛素的敏感性要显著强于野生型小鼠，肝脏组织中胰岛素受体磷酸化水平显著增强(P < 0.05) [ 16 ] 。 3.2. PTP1B与胰岛β细胞损伤 研究发现，在2型糖尿病动物模型的中存在明显的β细胞功能受损的现象，会导致β细胞分泌胰岛素减少 [ 17 ] 。吴鸿采用Ad-PTP1B腺病毒转染实验，构建胰岛β细胞PTP1B过表达模型，观察PTP1B的含量对胰岛β细胞的分泌功能的影响。观察到PTP1B在胰岛细胞中的表达对β细胞胰岛素分泌功能有显著降低作用 [ 18 ] 。Kushner等人通过实验证明，PTP1B敲除小鼠胰岛β细胞的面积明显小于正常小鼠，胰岛素分泌量减少。如果同时剔除PTP1B和胰岛素受体底物-2，则小鼠胰岛β细胞的面积变大 [ 19 ] 。由此可见PTP1B可以调节胰岛β细胞的动态平衡。 3.3. 参与瘦素信号传导 瘦素是一种可以调节人体脂肪含量的激素，它是由脂肪组织分泌的 [ 20 ] 。研究发现，在糖尿病动物模型中存在着瘦素代谢紊乱的现象，瘦素代谢异常会导致肥胖的发生。PTP1B在瘦素信号的传导过程中起着重要作用，可以使瘦素受体相关激酶JAK-2去磷酸化而失活 [ 21 ] ，从而阻断瘦素信号的传导。与野生型小鼠相比，PTP1B基因敲除的小鼠瘦素敏感性升高，瘦素引起的下丘脑转化及转录活化因子-3酪氨酸磷酸化水平升高 [ 22 ] ，最终导致其食欲受到抑制，脂肪组织减少，体重下降。
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user: 5. 展望 作为抗2型糖尿病的新靶点，关于PTP1B及其抑制剂的研究引起了国内外研究人员的广泛关注。我国开展了大量有关PTP1B抑制剂的药物设计和合成研究，发现了大量选择性高的特异性抑制剂。目前，虽然很多PTP1B抑制剂都表现良好的生物活性，但是PTP1B与PTPs的活性结构和结合位点有一定的相似性，使其抑制剂对PTP1B的选择性较差，限制了它的成药性，因此开发高效的PTP1B抑制剂是未来的研究重点。中国植物资源丰富，植物药开发潜力巨大，加强抑制PTP1B天然植物活性成分的研究可以为2型糖尿病的治疗提供新的途径。
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user: 摘 要 为了传承中国传统文化，并将中国传统文化融入进日常生活中，设计了一种八卦小花纹织物。该织物运用了两套纹板方案，采用了双面异色的表里换层织物结构，同时对传统的八卦小花纹图案进行了重新组合设计，从而完成了较为复杂的八卦小花纹织物的设计。市场分析证明，该产品应用领域广泛，实用性强，并传承了中国古典文化，具有较高的国内外市场的销售应用前景。 关键词 :八卦，表里换层，小花纹织物，设计 Copyright © 2018 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 小花纹组织织物是由原组织即基本组织织物加以变化或配合而成，包括变化组织织物和联合组织织物 [ 1 ] 。小花纹组织造型多样，精美，组织较为复杂。且小花纹织物是利用多臂机制造，在织物表面运用两种或两种以上织物组织的变化，通过经纬浮长线而形成各种风格的小花纹织物，织物花纹图案变幻无穷且具有立体感。小花纹效果的形成主要是利用小提花组织，经起花组织，纬起花组织等三种方法。
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user: 2. 八卦小花纹织物的设计 2.1. 设计思想 八卦图是有伏羲根据燧人氏造设的《河图》《洛书》所作。在八卦图中，八个卦相“乾·坤·震·巽·坎·离·艮·兑”分别代表“天·地·雷·风·水·火·山·泽”。象征世间万物皆可用八卦来解释。八卦不仅仅是汉民族的一套解释世界的符号和进行占卜的媒介，彝族也认为伏羲和女娲是他们的祖先。而八卦也与天文学密切相关，保留着一些古老的天文学内容。 本文所述的织物就是以八卦图的卦象为纹样的双面异色的表里换层织物。因为八卦是中国文化的基本哲学理念，所以八卦并没有过多的神秘色彩。故而这次设计的八卦小花纹织物只选用了最简单的黑色和白色来呈现。用白色作为织物的底色，且用黑色作为卦象的颜色，暗含了中国的历史像是一张空白的纸而八卦在中国历史上留下了浓墨重彩的一笔之意。同时黑白的搭配会使织物看起来简洁大气，使八卦图的纹样更加清晰和一目了然。 2.2. 设计原理 本文八卦小花纹织物是通过表里换层组织的结构来呈现的。同时采用了双纹板方案。 八卦小花纹织物从图案来说较为复杂，由于综框数的限制，只用一种纹板图是不可能实现八个卦象的图案的。故本次设计运用了一套穿综方案两套纹板的方案，只利用了16片综框却达到了32片棕框的设计效果，使八卦图得以呈现。 由于综框数的限制，本次设计对八卦图中的八个卦象重新排列。在第一套纹板中呈现了前四个卦象分别为“巽·坎·离·艮”，使纹样分为三列，设计之初让卦象左右对称，使织物看起来整齐美观；在第二套纹板中呈现了后四个卦象分别为“乾·坤·震·兑”，也使纹样分为三列，左右对称。为了实验此八卦小花纹织物的可行性，对此织物进行了试织。效果如图1所示。 2.3. 工艺原理 织物运用了表里换层的织物结构。经向循环数Rj为368，纬向循环数Rw为400。 正面卦象均由黑色显现，底色为白色；反面卦象由白色显现，底色为黑色。甲乙经纬纱排列比为1:1，织物甲经甲纬均为黑色，乙经乙纬均为白色。 图1. 织物效果图 正面黑色卦象部分为A组织，正面白色部分为B组织，如图2，表1所示。 Table 1 Organization for 甲经(黑) 乙经(白) 甲纬(黑) A 乙纬(白) B 表1. A、B组织构成表 图2. A，B区组织图 八卦小花纹织物的穿综方案如图3所示。 八卦小花纹织物的插筘方案，如图4。 八卦小花纹织物“巽·坎·离·艮”的纹样图，如图5。 八卦小花纹织物的“乾·坤·震·兑”纹样图，如图6。 图3. 穿综图 图4. 插筘图 图5. “巽·坎·离·艮”纹样图 图6. “巽·坎·离·艮”纹样图 2.4. 设计过程 1) 穿综 织物采用顺穿法，甲经乙经排列比为1:1，甲经乙经交替穿综。 2) 插筘 织物采用四根一筘的方法插筘，如图7： 图7. 插筘过程 3) 打纬 织物的甲纬乙纬比例为1:1，因此甲纬乙纬交替穿，如图8。 图8. 打纬过程 如成品图9所示，当八卦小花纹织物以四根经线为一筘时，图案更加紧凑立体，织物手感较为厚重。 图9. 成品图
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user: 3. 八卦小花纹织物的应用和发展趋势 3.1. 单面复杂小花纹和双面异色复杂花型在市场上的应用 小花纹组织的效果一般是由不同颜色的纱线的排列顺序的改变而形成的一种模纹效果。但单面的复杂小花纹一般只能构成单面效果，而在投入生产时只有一面可用。市场上有不少单面复杂花型的应用，如图10所示。但总显得有些乏味可陈，款式较为单一。同时单面的图案在某种层面上来说降低了布料的利用率。 而与单面复杂小花纹组织不同的是，双面异色复杂花型的布料在利用率方面得到了显著的提高。虽然图案相同但颜色相反，增加了织物的观赏性和可赏性。在市场中有很多双面异色复杂花型的应用。经市场调查可以发现，双面异色复杂花型的织物在市场上深受各年龄人群的喜爱。很多衣服和家纺产品俗称的AB面就一般就是由双面异色效果来呈现的。 图10. 单面复杂小花纹织物 3.2. 八卦小花纹织物的创新与应用 八卦小花纹织物的创新之处在于它的设计理念是为了体现中国深厚的传统文化底蕴，使织物不再只单单因为美观而更是因为它的意义而被人们所喜爱。八卦采用黑白的配色更是给人一种沉稳冷静的感觉，让一些不够了解中国文化的外国友人们感知到，代表中国传统文化的不是只有中国红，还有八卦的黑白色，充分地体现了中国传统文化的博大精深。 八卦小花纹织物可以被应用在一些传统文化领域，帮助一些对中国传统文化感兴趣的人去了解中国传统文化，让更多的人爱上中国传统文化，让更多的人了解八卦。 八卦小花纹织物在纺织品中可以被广泛的应用。它可以作为一条围巾的图案，采用AB面的设计，使织物正反面都得以展现。它也可以作为一件衣服的图案等等。 3.3. 小花纹织物的发展方向和趋势 随着社会的不断进步，越来越多的人开始注重自己的穿着。而小花纹织物已经悄悄融入了人们的生活，深受各年龄层消费者的喜爱。人们不再追求单一的素色，更向往的是既实用又美观的一系列产品。 小花纹织物的未来发展方向很广泛：从家纺到人们的衣物，小花纹织物都将成为不可或缺的一部分。同时，小花纹织物也需要不断的创新。不能只关注时尚的大方向，也要关注我们身边一些固有的，传统的东西。 小花纹织物的未来发展趋势也很明显，应用方面会更广泛。随着小花纹的不断创新，小花纹织物的局限性会越来越小，而它的应用也会越来越全面。在不久的未来，小花纹织物一定会成为未来纺织品的大趋势。
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user: 4. 结语 本文讨论的是一种八卦小花纹织物的设计与应用。首先，在织物的设计过程中，我们运用了一套穿综方案两套纹板的方法，实现了八卦小花纹图案的呈现。在最后，我们分析了小花纹织物在市场上的应用，并且阐述了八卦小花纹织物的应用和小花纹织物的未来发展方向以及发展趋势。八卦小花纹织物体现中国传统文化，既可以在文化领域广泛应用，又可以在纺织品领域广泛应用。小花纹的未来发展方向很广泛，而未来发展趋势也很明显：小花纹织物一定会成为未来纺织品的大趋势。
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user: 摘 要 以3，5-二(3’，5’-二羧基苯基)-1，2，4-三唑(H 4 L)为有机配体，分别与Zn(II)和Cd(II)离子反应，通过自组装形成两个新型配位聚合物 [Zn(H 2 L)(H 2 O) 2 ·H 2 O] n (1)和[Cd(H 2 L)(H 2 O) 2 ·H 2 O] n (2)。通过单晶及粉末Ｘ射线衍射、红外光谱、元素分析和热重分析对化合物进行了表征。结果表明化合物1和2为二维层状结构，1中H 2 L 2− 配体的三个羧基均采取单齿配位模式桥联Zn(II)，而2中H 2 L 2− 配体有两个羧基采取双齿螯合配位，另外一个羧基单齿配位。相邻的二维层之间又通过氢键和π-π堆积作用拓展为三维超分子结构。固体荧光发射光谱表明，化合物1和2具有良好的荧光性质，其发光机理归因于配体的π→π*跃迁。此外，不同有机小分子对化合物1的荧光强度有不同程度的影响，丙酮对其有显著的淬灭作用，基于荧光淬灭机理，化合物1可以作为一种有前途的荧光探针用于检测丙酮小分子。 关键词 :配位聚合物，晶体结构，荧光，传感性质 Copyright © 2018 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 配位聚合物作为一种多功能材料，在气体存储 [ 1 ] [ 2 ] 、分子分离 [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] 、催化 [ 6 ] [ 7 ] 、质子传导 [ 8 ] [ 9 ] 、发光和化学传感 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] 等方面的潜在应用得到了广泛的研究。在其中一些领域，配位聚合物的性能超过了传统或基准材料，显示出了商业化的潜在价值。利用金属离子和有机配体种类的丰富性及配位模式的多样性可以合成出具有新颖结构及独特性质的配位聚合物，特别是发光配位聚合物可用作荧光化学传感器，实现对特定物质的检测，如用于环境中有毒有害气体和蒸气、重金属离子、有机小分子等的检测 [ 15 ] - [ 26 ] 。然而，合理的预测、设计与合成目标配位聚合物仍是巨大的挑战。由于d 10 金属d轨道全部充满，没有d-d跃迁，不会造成潜在的荧光淬灭，因此d 10 金属配位聚合物具有良好的发光性能，可以作为潜在的荧光化学传感器。丙酮是一种高挥发性有机溶剂，据报道，人类可以通过多种途径很容易地吸收丙酮，如吸入，摄入和皮肤暴露。被吸收的丙酮分布在整个身体，特别是在高含水量的器官，这将导致代谢紊乱，对人体有毒性作用。考虑到丙酮的广泛应用和潜在的危害，开发新的传感器来检测它是迫切需要的。到目前为止，只有少数已报道的发光配位聚合物检测丙酮 [ 27 ] 。 有机配体的选择对构筑发光配位聚合物也至关重要。π共轭体系的芳香类配体使荧光增强，同时羧基和唑类基团可以采取多种配位模式，构筑迷人的骨架结构。本文选择3，5-二(3’，5’-二羧基苯基)-1，2，4-三唑(H 4 L)为有机配体，与d 10 金属Zn(II)和Cd(II)离子反应，构筑了两个新型配位聚合物[Zn(H 2 L)(H 2 O) 2 ·H 2 O] n (1)和[Cd(H 2 L)(H 2 O) 2 ·H 2 O] n (2)，研究它们的晶体结构、热稳定性及荧光性质，并进一步探讨了有机小分子对化合物1的荧光响应。结果表明，化合物1可以选择性地检测丙酮。