DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 情绪效价对前瞻记忆影响的年龄差异 关于情绪对前瞻记忆影响的年龄差异的研究相对较少，Schnitzspahn et al. (2014)运用电影对64名年轻人和57名老年人进行情绪诱发(积极、中性和消极)，结果显示，年轻人的时间性前瞻记忆受消极情绪的影响，表现较差，而对老年人的影响没有那么明显(Schnitzspahn et al.， 2014)。Rendell et al. (2011)通过Virtual Week任务，研究了情绪显著性和年龄对实验室前瞻记忆的影响，实验包括30名年轻人和30名老年人，结果显示相对于中性情绪，积极情绪可以提高两个年龄组的事件性前瞻记忆，消极情绪没有提高效应。老年人的前瞻记忆水平普遍较差，但是积极情绪效价下比年轻人有更大的有益效果(Rendell et al.， 2011)。
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user: 5. 情绪影响记忆的生理机制 情绪与记忆的生理机制的研究中发现，杏仁核与视丘之间存在一条特殊的神经通路，情绪就会通过这条通路传到大脑，使其他脑区激活并融合进来，引导和控制注意力转向情绪刺激(Harris & Cumming， 2003)。当情绪对记忆任务施加影响时，大脑杏仁核、内侧颞叶以及前额叶都会得到相应的激活(王海宝，余永强，张达人，2009)，杏仁核也可以通过神经激素的释放来增强记忆的保持。情绪对记忆任务的阻碍作用，应该是激活了与促进作用相似的神经机制，同样与β-肾上腺素以及杏仁核有关。 一些前瞻记忆神经机制的相关研究(Momennejad & Haynes， 2012)发现，以厌恶刺激为线索的前瞻记忆任务激活更强的脑区为右外侧前额叶，外侧前额叶的激活说明情绪条件下对注意资源的依赖性更强，会更明显的影响前瞻记忆任务的表现。当然，情绪影响前瞻记忆的特异性神经生理机制还需要更多的神经影像以及神经病理学证据的支持。
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user: 6. 未来研究展望 首先，关于积极情绪对前瞻记忆影响实证研究需要加强，现有研究仅仅局限在愉快情绪的影响，并且结果比较单一，相对于消极情绪的研究，没有丰富的理论和机制解释支撑结果。并且关于情绪对前瞻记忆影响的实验研究中，情绪的启动主要是人为视频或图片诱导，缺乏自然生态效度，以后的研究中需要改进。 其次，情绪对前瞻记忆影响年龄差异研究比较匮乏，综合国内外的研究发现，研究对象主要集中在年轻人，对老年群体的研究或者年龄差异的研究较少。由于年龄的增长、丧偶、经济困难、身体不适等缘由，老年人的情绪体验与年轻人相比，会表现出一定的特殊性，因此进一步加深情绪对前瞻记忆影响的研究，具有更为深远的意义。 最后，深入情绪对前瞻记忆影响的机制研究。前瞻记忆作为一个系列的认知过程，包括意向形成、意向保持、意向发起和意向执行四个过程，在不同情绪状态的影响下，会有不同的表现。前瞻记忆包括前瞻成分和回溯成分，情绪对不同成分以及不同年龄阶段的成分也会有不同的影响，将来的研究除了实证研究之外，也可借助核磁、脑电等技术，更加清晰具体的发现其中的机制影响作用。
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user: 摘 要 本文研究了标准随机IS-LM模型处于税收过程中存在时滞及二元离散状态值的马尔可夫链随机性波动环境中，在给定参数条件下通过利用随机稳定性方法探讨了马尔可夫调制的标准随机时滞IS-LM模型的指数稳定性行为，得到了解的仿真结果。 关键词 :IS-LM模型，随机时滞微分方程，马尔可夫链，稳定性 Copyright © 2018 by author 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 随机微分方程一般常用来描述经济系统的不确定性因素的影响，而如自然灾害的突然发生，或者经济政策的改变，或者企业生产技术的革新等会带来经济系统结构性的变化，因此具有离散状态特征的马氏链也会引入到随机微分方程中。 所以，具有马尔可夫链调制的随机微分方程与随机时滞微分方程的研究大量应用于经济、金融、控制等领域，其相应的稳定性理论、控制理论与数值仿真得到了极大的发展。 在标准的IS-LM经济周期模型应用方面，马氏链调制的随机IS-LM经济周期模型的研究尚少，尤其是模型中考虑到税收过程中存在时滞的情形，研究更少。本文考虑两状态的马尔可夫链到随机时滞IS-LM模型中，研究它的随机稳定性并给出数值仿真例子。
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user: 3. 案例仿真 例令 α 1 = 0.011 ， σ 1 = 0.018 ， γ 1 = 0.049 ， β 01 = 0.024 ， β 11 = 0.056 ， β 21 = 0.035 ， u 1 = 0.046 ， ε 1 = 0.021 ， σ 11 = 0.048 ， σ 21 = 0.024 ， σ 31 = 0.015 ， σ 41 = 0.071 ， σ 51 = 0.171 ， α 2 = 0.011 ， σ 2 = 0.016 ， γ 2 = 0.029 ， β 02 = 0.025 ， β 12 = 0.065 ， β 22 = 0.065 ， u 2 = 0.026 ， ε 2 = 0.031 ， σ 12 = 0.058 ， σ 22 = 0.016 ， σ 32 = 0.025 ， σ 42 = 0.061 ， σ 52 = 0.271 及生成元 Γ = ( − 3 3 1 − 1 ) 。 命题1条件 { u 1 β 11 − β 21 ( σ 1 ( 1 − ε 1 ) − 1 + γ 1 ) > 0 ， u 2 β 12 − β 22 ( σ 2 ( 1 − ε 21 ) − 1 + γ 2 ) > 0 满足，则模型(5)存在唯一平凡均衡解。 通过Euler-Maruyama方法 [ 4 ] 对案例进行MATLAB仿真，分别在两个不同随机样本和不同时滞( τ = 0.2 ， 0.8 )下，得到图1，图2，图3，图4。 图1，图2描述的是在时滞为0.2的情况下两种不同随机样本下，模型(5)的解在时间t < 50以内波动性非常大。但随着时间t的增加(t > 150)模型(5)的解在不断地趋近于平凡均衡解。总体上呈现随机稳定。 图3，图4描述的是模型(5)在时滞为0.8的两种不同随机样本情况。图3中，模型(5)的解在时间t < 50以内波动性非常大，但随着时间t的增加(t > 150)在不断地趋近于均衡解。而图4中，模型(5)的解在时间t < 150以内波动性都非常大，而在t > 150后波动性较少且不断地趋近于均衡解。总体上都呈现随机稳定。 图1. 随机微分方程解x(t)，y(t)及马氏链r(t) (时滞 = 0.2) 图2. 随机微分方程解x(t)，y(t)及马氏链r(t) (时滞 = 0.2) 图3. 随机微分方程解x(t)，y(t)及马氏链r(t) (时滞 = 0.8) 图4. 随机微分方程解x(t)，y(t)及马氏链r(t) (时滞 = 0.8) 从图1~图4看出，r(t)是一个连续的阶梯函数，且在固定的子区间里是有限跳跃的。
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user: 摘 要 运用父亲教养方式量表、自我接纳问卷和自我呈现策略量表对湖北省武汉市第十七中学共230名高中生进行调查研究，并分析父亲教养方式、自我接纳和自我呈现策略这三个变量的现状和关系，为促进高中生心理健康提出有效措施。结果表明，高中生父亲教养方式在家庭来源和是否为独生子女方面存在显著差异；男、女高中生的自我接纳水平不存在显著差异；高中生的消极自我呈现策略中的授权和贬低这两个维度在性别上有显著差异，男生比女生更多使用授权和贬低策略；高中生的自我接纳、自我呈现策略和父亲教养方式之间两两相关显著；高中生的自我接纳在父亲教养方式和自我呈现策略之间有中介效应。 关键词 :父亲教养方式，自我接纳，自我呈现策略，高中生 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 长久以来，人们都认为在家庭教育中，母亲对子女的教养是至关重要的，而忽略了父亲教养对子女的影响。20世纪80年代，《父亲，孩子发展中被遗忘的贡献者》这一研究成果吸引了人们的注意，并由此推动了人们对父亲教养的研究，逐渐把父亲作为子女人生发展的重要影响因素。随后，研究者深入探讨了父亲教养方式对子女发展多方面的影响，比如社会化、攻击性、学业成就等，研究对象从幼儿到成人都有所涉及。父亲教养方式是父亲在亲子交流互动中对子女进行抚养和教育时所传递给子女的情感和态度的集合体，并且在不同情境中具有稳定性(Darling & Sternberg， 1993)。 理性情绪行为治疗(Rational-emotive behavior therapy， REBT)创始人Ellis认为，自我接纳就是不管个体的价值观点和行为表现如何，也不管他人对他持何种态度，他都可以无条件地、完完全全地接纳自己(E11is， 1977)。我国学者李闻戈则认为，自我接纳反映了个体自我客观化的能力，有助于个体健全人格，指的是个体自愿了解、并接纳自己的特点，包括长处和短处(李闻戈，2002)。当前，在自我接纳的研究中，自我接纳与心理健康的关系被研究得最多，研究的对象主要是大学生，此外还有中学生、教师、军人及临床患者等。对于中学生自我接纳的研究，主要集中在自我接纳与心理健康的关系，自我接纳的影响因素以及如何提高中学生自我接纳水平等方面，涉及到的方面有主观幸福感、抑郁情绪、自尊、完美主义、自我效能感、焦虑、教养方式、社会支持、心理弹性、依恋等。 社会学家戈夫曼首次提出自我呈现，采用隐喻的方法阐述自我呈现理论，描述人们在不同情境中表达自我的方式。自我呈现本质上是个体为了与他人沟通一些关于他们自己的信息而运用的一系列行为模式，意在建立、维持或提高其在他人心目中的形象(Baumeister， 1982)。当前国内外关于自我呈现的研究主要有理论、媒介、行为策略和影响因素的研究。国外的研究成果主要是以美国的社交媒体为主要研究对象，近年来我国对自我呈现的研究也主要集中在对中学生和大学生在微信朋友圈和QQ空间等社交媒体上的自我呈现，并且进一步探究这两个群体在社交网络中的自我呈现与自尊、人格等的关系。 在父亲教养方式和自我接纳的关系问题上，李静等人研究发现积极的父亲教养方式会促进大学生自我接纳和自尊心的发展，进而促进大学生心理健康发展，消极的父亲教养方式则起相反的作用(李静，冯琼，刘萌，贾书磊，2013)。王雪等人的研究结果也表明父亲教养方式与自我和谐有很高的相关性(王雪，王景芝，杜明颖，2012)。而在自我接纳和自我呈现策略的关系问题上，刘庆奇等人研究发现社交网站真实自我呈现能够显著预测青少年的自我认同，积极自我呈现则通过线上积极反馈影响自我认同(刘庆奇，孙晓军，周宗奎，牛更枫，2015)。父亲教养方式与现实中自我呈现策略的关系如何尚不得知。因此，本文旨在探讨父亲教养方式、自我接纳和自我呈现策略三者之间的关系，为高中生的心理健康教育提供借鉴。
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user: 2. 研究方法 (一) 研究工具 本研究采用岳冬梅主持修订的父母教养方式量表中的父亲教养方式量表(岳冬梅，1993)、高文凤和丛中共同编制的自我接纳问卷和王昭等人修订的自我呈现策略量表。 1) EMBU (父亲教养方式问卷) 本文采用我国学者岳冬梅主持修订的父母教养方式量表中的父亲教养方式量表。父亲教养方式量表共58个题目，6个维度，情感温暖理解19个题目，惩罚、严厉12个题目，过分干涉10个题目，偏爱被试5个题目，拒绝、否认6个题目，过度保护6个题目。采用4点计分，每题有四个评定等级：分别为：1 = 从不；2 = 偶尔；3 = 经常；4 = 总是。问卷的效度是0.877，同质性信度是0.847。 2) 自我接纳问卷(SAQ) 本文采用我国学者高文凤和丛中共同编制的自我接纳问卷来测量自我接纳水平。该问卷共有16个题目，包括自我接纳和自我评价2个维度，其中每个维度各有8个题目。问卷采用4点计分，每题有四个评定等级：分别为：1 = 非常相同；2 = 基本相同；3 = 基本相反；4 = 非常相反，得分越高代表自我接纳水平越高。问卷的效度是0.844，同质性信度是0.557。 3) 自我呈现策略量表 本文采用王昭等人修订的自我呈现策略量表，共54个题目，11个维度，这11个维度又分为积极自我呈现策略和消极自我呈现策略2个次级维度，采用9点计分，每题有九个评定等级，1 = 完全不符合，9 = 完全符合。问卷的效度是0.856，同质性信度是0.915。 (二) 研究对象 本研究以湖北省武汉市第十七中学高一到高三的学生为研究对象。共发放问卷300份，回收后，对所有问卷进行检查。将无效问卷剔除后，得到有效问卷230份，问卷回收率是85.2%。得到的数据采用SPSS20.0统计软件进行分析处理。被试的基本情况见表1。
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user: 5. 结论 本文通过对调查结果分析讨论，得出结论如下： 1) 高中生父亲教养方式在家庭来源和是否为独生子女方面存在显著差异。 2) 男、女高中生的自我接纳水平不存在显著差异。 3) 高中生的消极自我呈现策略中的授权和贬低这两个维度在性别上有显著差异，男生在这两个维度上的得分均高于女生。 4) 父亲教养方式中的惩罚与严厉、过分干涉、过度保护和自我接纳水平呈显著负相关； 父亲教养方式的惩罚、严厉，拒绝否认与消极自我呈现策略之间的正相关非常显著，过分干涉、过度保护与消极自我呈现策略呈显著正相关；偏爱孩子与积极自我呈现策略之间呈非常显著的正相关；积极自我呈现策略、消极自我呈现策略与自我接纳之间呈非常显著的负相关。 5) 自我接纳在父亲教养方式中的惩罚、严厉和消极自我呈现策略之间起中介作用，自我接纳在父亲教养方式中的过度保护和消极自我呈现策略之间也起中介作用。
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user: 摘 要 目的：探究大学生C类人格障碍倾向与完美主义、自尊异质性之间的关系。考察完美主义维度与自尊异质性能否成为诊断C类人格障碍的参考依据。方法：采用中文Frost完美主义问卷(CFMPS)、人格障碍筛查问卷(PDQC)及Rosenberg自尊量表(RSES)、条件自尊量表(CSES)、不稳定自尊量表(ISES)对465位在校大学生进行问卷施测。结果：1) 差异性检验结果显示，C类人格障碍、DEP以及AVD倾向组与对照组均在完美主义、外显自尊、条件自尊和不稳定自尊变量上存在显著差异(p < 0.01)，OBC倾向组与对照组在完美主义及条件自尊上存在显著差异(p < 0.01)，但OBC倾向组和对照组在外显自尊和不稳定自尊上未呈现著差异。2) 多元逐步回归分析结果显示，完美主义的“个人标准”、“行动疑虑”、“条理性”及“担心错误”维度对OBC有显著预测作用(p < 0.01)；完美主义的“担心错误”、“行动疑虑”维度及外显自尊对DEP具有显著预测作用(p < 0.01)；完美主义的“行动疑虑”、“担心错误”维度以及外显自尊和条件自尊对AVD具有显著预测作用。结论：1) C类人格障碍与完美主义、外显自尊、条件自尊及不稳定自尊关系密切，且完美主义及自尊异质性在一定程度上能够预测C类人格障碍及其OBC/DEP/AVD分型。2) 自尊条件化以及完美主义是C类人格障碍大学生共同的危险因素，较高的“个人标准”是OBC的特征，极度“条理性”也是OBC诊断的特异性特征，过度的“担心错误”是DEP的主要特征，过度的“行动疑虑”是AVD的主要特征。 关键词 :C类人格障碍，完美主义，自尊异质性，不稳定自尊，条件自尊 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 人格障碍(Personality disorders)又称病态人格，是指成年人的人格特征显著偏离正常，使患者形成了特有的行为模式，导致对环境适应不良，明显影响其社会和职业功能，或者患者自己感到精神痛苦，这种障碍通常开始于童年或青少年期，并一直持续到成年或终生(中华医学会精神病学分会，2001)。 美国精神障碍诊断与统计手册第五版(DSM-V)基于各型人格障碍症状描述上的相似性，将10种特定类型分别归属于三大类群(类群A、类群B、类群C)。类群C包括强迫型(OBC)、依赖型(DEP)、焦虑/回避型(AVD)人格障碍，临床表现通常为焦虑、恐惧以及习惯性退缩，以行为狭窄为特点。而C类人格障碍在大学生人群中的检出率也最高(金莹，卢宁，2013)，因而对大学生C类人格障碍群体的研究和干预极为重要。 完美主义是一种力求尽善尽美地完成任务并伴随批判性自我评估倾向的人格特质(Frost et al.， 1990)。完美主义(perfectionism)作为《心理障碍诊断与统计手册》(DSM-Ⅲ)的重要诊断标准之一，被认为是参与个体心理障碍的形成与发展，并与个体的心理健康及创造力息息相关的重要人格特质。 自尊作为个体人格结构中自我概念的核心，是社会评价与个人自尊需要关系的重要反映，是个体评价自己的程度及对自己的价值感、重要感的体验。自尊与心理健康密切相关，它不仅是心理健康的主要标志，而且还制约着个性发展的方向。不同于传统观点看待自尊仅停留于简单的高低水平之分，Kernis认为自尊性质不是单一的，而是异质性的，自尊存在多种类型，通常包括从最佳自尊视角提出的防御自尊、条件自尊、不稳定自尊、外显内隐不一致自尊四种类型(Kernis， 2003)。本研究将其中的外显自尊、条件自尊和不稳定自尊纳入研究。 一系列研究表明，完美主义与强迫症、神经性厌食症、焦虑、抑郁、羞怯、惧怕否定、低自尊等心理困扰都有关系(訾非，2004；张斌等，2015)。相关研究显示，人格障碍倾向大学生的自尊较低且脆弱，高条件自尊是C类人格障碍倾向大学生的共同危险因素(金莹，卢宁，2013a；金莹，卢宁，2013b)。本研究旨在探索完美主义、自尊异质性以及C类人格障碍三者之间的关系，以求更为深入地理解人格障碍的心理病理机制。
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user: 2. 对象与方法 2.1. 研究对象 采用整群抽样法对广东省某大学的在校学生进行施测，共发放问卷500份，回收并剔除不完整及信效度较低的问卷，共得到有效数据465份，平均年龄19.93 ± 1.32岁。男生218人(占46.9%)，女生247人(占53.1%)。C类人格障碍倾向者有216人，C类人格障碍倾向筛出率为46.5%；强迫型人格障碍倾向者共有132人，OBC的筛出率为28.4%；依赖型人格障碍倾向者共有78人，DEP筛出率为16.8%；回避型人格障碍倾向者共有126人，AVD筛出率为27.1%。各型人格障碍筛出者纳入对应的倾向组，其余纳入非倾向组(即对照组)。 2.2. 研究方法 在取得知情同意后，以班级为单位进行团体施测。调查问卷包括： 2.2.1. 人格障碍筛查问卷(Personality Disorder Questionnaire for CCMD-2-R， PDQC) (卢宁，刘协和，李智明等，2001) 卢宁和刘协和依据CCMD-2-R编制的人格障碍筛查量表。涵盖8个型别人格障碍：强迫型人格障碍(OBC)、依赖型人格障碍(DEP)、焦虑型人格障碍(ANX)、表演型人格障碍(HST)、冲动型人格障碍(IMP)、偏执型人格障碍(PND)、分裂样人格障碍(SZD)及反社会型人格障碍(ATS)。共含103个条目，采用4级计分。该筛查问卷具有较好的信效度，灵敏度较高。 2.2.2. 条件自尊量表(The Self-Esteem Contingent Scale， CSES) (Paradise & Kernis， 1999; Kernis， 2003) 由Paradise和Kernis (1999)编制，用于测量事件结果、竞争标准、他人评价对自尊的影响。共15个条目，5级计分，分数越高代表自尊条件性越高。原量表内部一致性信度良好(α = 0.85)。本研究中，该量表的克隆巴赫α系数为0.781。 2.2.3. Rosenberg自尊量表(RSES) (汪向东，王希林，马弘，1999) 测量总体自尊水平即外显自尊。信效度良好，其在对外显自尊进行测量的所有量表中运用最为广泛。原量表克隆巴赫α系数为0.787。本研究中，该量表克隆巴赫α系数为0.799。 2.2.4. 不稳定自尊量表(Instability of Self-esteem Scale， ISES) (Chabrol， Rousseau， & Callahan， 2006) 由Chabrol等(2006)人编制，用于测量不稳定自尊。包括4个以相同格式表述的条目，4级计分。原量表内部一致性信度良好(α = 0.89)；重测信度良好(r = 0.89)。本研究中，该量表的克隆巴赫α系数为0.864。 2.2.5. 中文Frost完美主义问卷(CFMPS) (訾非，周旭，2006) Frost等人编制的FMPS由35个条目组成。訾非等人2006年基于香港大学Cheng等人翻译版本，根据大陆的中文语言习惯对其进行了细微的修改。最终确定该问卷共27个条目，采用5级计分，包括“担心错误”(CM)、“条理性”(OR)、“父母期望”(PE)、“个人标准”(PS)和“行动的疑虑”(DA)5个维度，形成5个分量表。各分量表(CM、OR、PE、PS和DA)的重测信度为0.82，0.63，0.75，0.78，0.79，效度良好。本研究中，该量表的克隆巴赫α系数为0.881。 2.3. 统计方法 收集数据结果输入SPSS11.0统计软件包，进行独立样本t检验、多元逐步回归分析等处理。
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user: 3. 研究结果 3.1. 差异性检验结果 表1显示，完美主义变量及其各个维度(条理性、担心错误、父母期望、个人标准和行动疑虑)以及外显自尊、条件自尊和不稳定自尊变量在C类人格障碍倾向组与对照组之间均存在显著差异(p < 0.01)，其中两组之间完美主义量表总分及其“担心错误”、“个人标准”维度得分的差异呈现高效应(d ≥ 0.8)，在完美主义的“行动疑虑”维度得分及条件自尊得分的差异呈现中等程度效应(0.5 ≤ d ≤ 0.8)。 Table 1 The difference test in perfectionism and self-esteem of Cluster-C personality disorder tendency group and control grou C类人格障碍筛出 (倾向组/对照组 = 216/249) 强迫型筛出(倾向组/对照组 = 132/333) 依赖型筛出(倾向组/对照组 = 78/387) 回避型(倾向组/对照组 = 126/339) t值 d值 t值 d值 t值 d值 t值 d值 完美主义总分 9.937 ** 1.045 10.258 ** 1.094 4.869 ** 0.614 7.050 ** 0.873 担心错误 9.225 ** 1.105 6.758 ** 0.935 5.677 ** 0.847 8.574 ** 1.130 条理性 2.270 * 0.217 5.648 ** 0.566 −0.911 −0.113 0.253 0.027 父母期望 4.301 ** 0.418 3.965 ** 0.445 1.978 * 0.245 3.558 ** 0.381 个人标准 8.390 ** 0.837 8.675 ** 0.913 3.549 ** 0.443 4.928 ** 0.534 行动疑虑 8.013 ** 0.782 6.419 ** 0.454 5.176 ** 0.654 7.428 ** 0.798 外显自尊 −3.709 ** 0.405 −1.668 0.201 −4.096 ** 0.516 −5.569 ** 0.714 条件自尊 5.547 ** 0.567 3.938 ** 0.406 3.506 ** 0.439 6.375 ** 0.762 不稳定自尊 4.300 ** 0.403 0.361 0.038 3.362 ** 0.391 6.300 ** 0.637 表1. 完美主义及各类自尊在C类人格障碍倾向组与对照组之间的差异比较 备注：① ** 表示p < 0.01， * 表示p < 0.05。② 检验效果大小用Cohen’s d值表示。J. Cohen (1992)认为，d = 0.2视为低效果，d = 0.5视为中等程度的效果大小，d = 0.8视为是高效果，d值越大，平均数差异显著性检验的效果就会越明显。 表1显示，完美主义变量及其各个维度(条理性、担心错误、父母期望、个人标准和行动疑虑)以及条件自尊变量在强迫型人格障碍倾向组和对照组之间存在显著差异(p < 0.01)，其中两组之间完美主义量表总分及其“担心错误”、“个人标准”维度得分差异呈现高效应(d ≥ 0.8)，在“条理性”维度得分的差异呈现中等程度效应(0.5 ≤ d ≤ 0.8)，外显自尊和不稳定自尊在强迫型人格障碍倾向组和无倾向组之间不存在显著差异。 表1显示，除了完美主义的“条理性”维度，完美主义变量及其它维度(担心错误、父母期望、个人标准和行动疑虑)以及外显自尊、条件自尊和不稳定自尊变量均在依赖型人格障碍倾向组和对照组之间存在显著差异(p ≤ 0.05)，其中两组之间完美主义的“担心错误”维度得分的差异呈现高效应(d ≥ 0.8)，在完美主义量表总分以及“行动疑虑”维度和外显自尊得分的差异呈现中等程度效应(0.5 ≤ d ≤ 0.8)。 表1显示，除了完美主义的“条理性”维度，完美主义及其它维度(担心错误、父母期望、个人标准和行动疑虑)以及外显自尊、条件自尊和不稳定自尊变量在回避型人格障碍倾向组与对照组之间均呈现显著差异(p < 0.01)，其中两组之间完美主义量表总分和“担心错误”维度得分的差异呈现高效应(d ≥ 0.8)，在完美主义的“个人标准”、“行动疑虑”维度以及外显自尊、条件自尊和不稳定自尊的得分呈现中等程度效应(0.5 ≤ d ≤ 0.8)。 3.2. 多元逐步回归分析结果 3.2.1. 完美主义、条件自尊对强迫型人格障碍倾向的多元逐步归分析 将完美主义各维度(担心错误、条理性、个人标准、行动疑虑、父母期望)以及条件自尊作为自变量，强迫型人格障碍倾向(总分)作为因变量进行多元逐步回归分析结果显示，完美主义“个人标准”、“行动疑虑”、“条理性”及“担心错误”先后进入方程，且均对强迫型人格障碍倾向有显著预测作用(p < 0.01)，总的决定系数为0.316，表示它们一共可以预测强迫型人格障碍倾向31.6%的变异(见表2)。 3.2.2. 完美主义、外显自尊、条件自尊以及不稳定自尊对依赖型人格障碍倾向的多元逐步回归分析 将完美主义各维度(担心错误、条理性、个人标准、行动疑虑、父母期望)以及外显自尊、条件自尊、不稳定自尊作为自变量，依赖型人格障碍倾向(总分)作为因变量进行多元逐步回归分析结果显示，完美主义“担心错误”、“行动疑虑”维度及外显自尊先后进入方程，且均对依赖型人格障碍倾向具有显著预测作用(p < 0.01)，总的决定系数为0.177，表示它们一共可以预测依赖型人格障碍倾向17.7%的变异(见表3)。 3.2.3. 完美主义、外显自尊、条件自尊及不稳定自尊对回避型人格障碍倾向的多元逐步回归分析 将完美主义各维度(担心错误、条理性、个人标准、行动疑虑、父母期望)以及外显自尊、条件自尊和不稳定自尊作为自变量，回避型人格障碍倾向(总分)作为因变量进行多元逐步回归分析结果显示，完美主义“行动疑虑”、“担心错误”维度及外显自尊和条件自尊先后进入方程，且均对回避型人格障碍具有显著预测作用，总的决定系数为0.329，表示它们一共可以预测回避型人格障碍倾向32.9%的变异(见表4)。
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user: 5. 小结 本研究在前人研究的基础上，深入分析了大学生C类人格障碍倾向与完美主义及自尊异质性的关系。有如自尊存在异质性，完美主义特征也并非单一。本研究从完美主义不同维度以及自尊异质性的角度深入比较了强迫型人格障碍/依赖型人格障碍/回避型人格障碍各型的特点及相互联系。本研究结果提示，对C类人格障碍大学生实施临床干预时，可根据C类不同型别人格障碍者完美主义维度特点和自尊结构组合，深化对人格障碍本质特征的认识，从而设置更具针对性和实效性的干预方案。
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user: 摘 要 为了更好的研究专车和共享单车的竞争关系，依据SP调查和正交设计的方法对用户在不同因素组合影响下的出行意愿进行调查。基于调查结果构建二元Logit模型，得出出行距离、气温、专车价格折扣、专车和共享单车订单成功率对居民出行选择的影响程度。并通过上海市作为算例得出结论，共享单车的逐步成熟对专车的短距离(3 km以内)出行市场确实构成一定冲击，且这一冲击具有一定季节性。 关键词 :专车，共享单车，SP调查，Logit模型 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 专车和共享单车均为近几年新兴的交通业态，也一定程度上改变了居民的出行方式。专车自2014年进入中国后迅猛发展，从开始的烧钱补贴到滴滴、快的、Uber等巨头合并，市场进入寡头垄断状态，同时国家和地方政策相继出台，市场逐步发展成熟。而共享单车主要为解决居民“最后一公里”的出行问题，自2016年下半年开始迎来热潮，几乎延续着专车的发展路径，通过融资烧钱迅速扩大规模占领市场，现已形成摩拜、ofo两家巨头企业及若干家中小企业。 由于两个业态诞生时间不长，相关领域现有研究成果不多，且定量研究更为匮乏。专车市场方面，梁训慈，朱雁翎，顾仁敏，等(2015)对扬州市专车行业进行了社会调查，发现专车价格相较于出租车有高达30%以上的溢价，具有较高附加价值 [ 1 ] 。张恒(2016)通过系统动力学的方法建立以年为单位的专车系统模型，对专车定价方面策略进行了研究 [ 2 ] 。李艳芳(2017)基于市场均衡理论，以有效载客率最大为标准解出专车系统最优平衡的运营车辆数、票价等，从而探讨政府管制的合理策略 [ 3 ] 。韩敬微(2016)基于大数据问卷调查的多项logistic回归，利用决策树和关联树的原则挖掘专车出行社会认知的影响因素及相互关系 [ 4 ] 。共享单车市场方面黄国青，陈雪(2017)基于UTAUT模型和情景感知理论探究了共享单车的使用意愿 [ 5 ] 。 共享单车市场的逐步完善必然会对短距离专车出行市场造成一定冲击，而目前共享单车和专车竞争方面的研究成果尚有缺乏，因此本文基于SP调查和Logit模型量化探究两种新兴交通业态的竞争关系。
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user: 2. SP调查数据采集 SP调查是指为了获得“人们对假定条件下的多个方案所表现出来的主观偏好”而进行的调查 [ 6 ] 。SP调查起源于经济学领域，以事先确定的属性及水平组成各种情境，供受访者选择其偏好，从而对后续模型的建立提供数据支持。 2.1. SP调查问卷设计 考虑到问卷调查的简洁性，选取的因素指标不宜过多，选取的指标应便于量化同时抓住影响居民出行选择的关键要素。最终选取4个因素： 1) 出行距离：即居民的出行距离，由于共享单车和专车的竞争主要在短途出行当中，因此选取2 km、4 km、6 km三个处于中短途区间的水平。 2) 气温：即室外气温，具体数据以气象局每日公布的数据为准，为保证能覆盖不同状况下的气温情况，选取30℃、15℃、0℃三个水平。 3) 专车折扣：专车的折扣力度也是影响出行选择的一个重要指标，通过专车价格/出租车市价来衡量，选取100%、120% (有20%的溢价)、80% (八折)三个水平。 4) 成功率差值：有共享单车需求但是找不到共享单车是目前出行者不选择共享单车的一个重要原因之一，同时专车的匹配成功率也是重要影响因素之一，因此以两者的差值作为一个指标要素。通过专车订单成功率-3分钟内找到共享单车成功率进行计算，取10%、0%、−10%三个水平。 具体水平设置见表1。 问卷方案需要对已经确定的各个指标水平进行有机组合，为避免受访者的疲倦和反感，采取正交试验设计法(简称正交法)进行问卷设计，正交法是基于标准正交表安排试验方案，本文采用的4因素3水平正交表L 9 (3 4 )如表2。最终设置9个不同场景，让受访者在这一场景下选择使用共享单车或者专车进行出行，由于本文仅研究共享单车对专车系统的冲击，故不考虑其他交通方式。 2.2. SP调查实施及结果 通过线上问卷平台的形式投放问卷，投放时考虑到受访者年龄、性别、收入等分布与专车和共享单车使用群体的贴合性。最终共回收有效问卷398份，受访者中男女比例相当，年龄分布20岁以下占比7.0%，20~35岁占比62.8%，35~50岁占比26.6%，50岁以上占比3.5%。可以看出受访者以年轻群体为主，与共享单车和专车的主力使用人群相似。 根据回收的问卷得到各场景下受访者的选择结果，如表3所示。通过调查结果可以直观感受到出行距离越远、专车折扣幅度越大、气温越极端化(过冷或者过热)、专车相较于共享单车成功率越高，居民选择专车的出行意愿更强，反之则越多的受访者愿意选择共享单车出行。 Table 1 Attributes and levels of stated preference surve 因素 因素名称 水平1 水平2 水平3 备注 X 1 出行距离(km) 2 4 6 居民出行距离 X 2 气温(℃) 30 15 0 室外气温 X 3 专车折扣 100% 120% 80% 专车价格/出租车市价 X 4 成功率差值 10% 0 −10% 专车订单成功率-3分钟内找到共享单车成功率 表1. SP调查属性及水平表 Table 2 Orthogonal test table L9(34 X 1 X 2 X 3 X 4 试验1 1 1 1 1 试验2 1 2 2 2 试验3 1 3 3 3 试验4 2 1 2 3 试验5 2 2 3 1 试验6 2 3 1 2 试验7 3 1 3 2 试验8 3 2 1 3 试验9 3 3 2 1 表2. 标准4因素3水平正交表 Table 3 Resulting data of stated preference surve 问题序号 出行距离(km) 相对气温(℃) 专车价格折扣 成功率差(%) 选择共享单车比例 选择专车比例 1 2 30 1 10 62.8% 37.2% 2 2 15 1.2 −10 97.5% 2.5% 3 2 0 0.8 0 36.2% 63.8% 4 4 30 1.2 0 49.7% 50.3% 5 4 15 0.8 10 38.7% 61.3% 6 4 0 1 −10 21.6% 78.4% 7 6 30 0.8 −10 19.1% 80.9% 8 6 15 1 10 9.5% 90.5% 9 6 0 1.2 0 4.5% 95.5% 表3. Sp调查结果表
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user: 3. 专车和共享单车出行选择模型构建 3.1. 模型构建 本文的核心在于构建专车和共享单车的离散选择模型。离散选择模型是主要用来分析和研究在一组互斥的选项中，决策者做出选择的可能性。离散选择模型的基础和前提条件是最大效用理论，即通常假定决策者会选择对其效用最大的选项，根据最大效用理论，决策者在给定条件下会选择所认知的效用最大的方案，而这一效用会受到多个因素的影响。假设出行者n选择方式i的效用为 U i n ，随机效用理论认为这一效用由非随机变化的固定项 V i n 和随机变化的概率项 ε i n 构成。则 U i n 可以表示为 U i n = V i n + ε i n 固定变量 V i n 与特性向量 X n 上存在多种形式，其中最常用的为线性函数，也与本例中直观感知契合，即 V n = α + ∑ k = 1 4     β k X n k ;     k = 1 ， 2 ， 3 ， 4 其中 X n k 为影响旅客n选择结果的第k个特性变量，α、β为需要标定的参数。 随机变量 ε i n 的不同分布会产生不同的方式选择模型，其中Logit模型是最为常用的模型，其假定概率项 ε i n 相互独立且服从统一的二重指数分布，当选择方案仅为两个时即为二项Logit模型。假设若旅客选择共享单车，其方案属性变量为0，旅客自身属性变量已经由 X n k 表示，故旅客选择专车出行的概率可简化为 P n ( 1 ) = 1 1 + e − V n 3.2. 模型求解 基于表3得到的SP调查结果数据，对出行选择模型的参数β进行标定，其中气温这一指标由于是非线性的(温度过高或过低会导致选择专车意愿增强)，因此需要进行线性处理。赵国雄(1996)通过研究得出人体运动的最适宜温度 T 0 为20℃ [ 7 ] ，以此为标准，将绝对温度T化为相对温度t从而满足线性化需求，即 t = | T − T 0 | 利用SPSS统计软件的二元Logit回归功能进行参数求解，计算结果如表4所示，各参数的sig值均小于0.01，表明有显著的统计学意义，该模型通过统计学检验。 依据回归结果，得到专车和共享单车出行的效用函数为 V = 0.898 X 1 + 0.188 X 2 − 1.182 X 3 + 0.091 X 4 − 4.007
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user: 4. 算例分析 4.1. 算例输入 以上海市去年6月到今年12月共享单车快速成长期为例，将相关数据带入模型进行进一步分析。 气温数据参照上海市气象局公布的历史月平均数据，未来数据预测取近三年同期数据算术平均。 出行距离根据摩拜单车官方公布数据 [ 8 ] ，出行距离在0.5~1.5 km约占50%，1.5~2.5 km约占30%，2.5~3.5 km约占12%，3.5 km以上仅8%。可以看出共享单车的出行距离集中在3 km以内，而专车5 km以内订单占比40%，合理假设3 km以内短距离出行订单占比20%，共享单车仅对这部分份额进行挤占。 2016.6~2017.12这一阶段专车已发展成熟，订单成功率稳定在90% [ 9 ] 。共享单车成功率与投放数量紧密挂钩，从2016年10月摩拜进入上海开始，共享单车市场逐步迎来增长期，2017年3月投放数量达到45万辆。之后投放进一步加速，7月投放数量达到100万辆基本饱和，8月上海暂停共享单车新增投放。假设饱和状态共享单车成功率与专车相近达到90%，其他阶段共享单车成功率与投放数量正相关，并假设在两个阶段(2016.3~2017.3和2017.4~2017.7)保持线性增长，2017.7后保持稳定。 基于上述数据和假设，并模拟专车企业采取折扣度90%、100%、110% (服务溢价)三个水平下共享单车对现有专车市场的挤占结果，如图1所示。 图1. 共享单车对专车份额挤占比例变化情况 Table 4 Resulting data of Binary-nomial Logit regressio 出行距离(km) 相对气温(℃) 专车折扣 成功率差值 常数项 参数值 0.898 0.188 −1.182 0.091 −4.007 Sig 0.000 0.000 0.007 0.000 0.000 表4. 二元Logit回归计算结果 4.2. 分析及建议 通过模型结果可以看出，随着共享单车的逐步发展成熟(到2017年7月之后基本饱和)，对专车市场短距离出行市场有明显的冲击，在共享单车市场基本饱和后，对专车市场需求的冲击力度在13%~19%左右，但总体而言冲击力度不算很大。同时冲击仅仅是作用于需求端，由于在供给基本不变的情况下，需求减少会使得专车匹配成功率会有所提高，所以对专车订单量的影响会更小一些。此外气温是影响这一冲击最为重要的因素之一，温度过高或过低时这一冲击力度会有所减弱，从市场饱和后的7月和1月市场份额变化情况来看，低温和高温相比，会有更多人倾向于专车这种出行方式。另外专车企业采取小幅的补贴手段对这一分担率影响不大，同样分担率对专车收取一定的服务溢价也不敏感。 基于以上分析，我们认为对于专车企业而言，应当正视共享单车对短距离出行市场的冲击，更加侧重于中长距离(3 km以上)出行市场的发展。不必刻意为应对共享单车冲击做价格的调整，同时需要充分把握共享单车出行意愿的季节性变化因素进行用户的拓展和培养。
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user: 摘 要 斜裂纹是海底管道发生安全事故的主要因素之一。基于断裂力学理论，采用数值计算法建立管道模型边界条件，根据环境条件加载环境载荷，从管道内压、壁厚、裂纹长度、管道直径、直径与壁厚比等方面计算了应力强度因子K，分析了其对管道强度的敏感性影响，对后续含斜裂纹压力管道的深入研究具有一定的基础作用。 关键词 :海底管道，斜裂纹，数值计算，敏感性分析 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，国内在役海底输油(气)管道发生安全事故，不仅影响了油气的正常生产，而且对海洋环境造成污染。研究发现，材料发生破坏或应力脆断时其承受的应力通常远远低于自身所能承载的极限应力，产生这一现象的主要原因是管道原结构存在一些细小裂纹 [ 1 ] 。在正常工作过程中，压力管道内壁产生裂纹并不是小概率事件，若其继续工作会导致裂纹进一步扩大，最终造成安全事故频发，甚至出现不可挽回的损失 [ 2 ] 。 目前，利用断裂力学理论分析管道安全的技术方法日趋成熟，数值计算方法被广泛应用于各个工程领域。其中，有限元法既不受所研究的裂纹体结构自身几何外形的影响，也不受结构自身承载复杂性的制约，在断裂力学中其有着更为广泛的发展前景 [ 3 ] 。本文对含有斜裂纹的压力管道建立有限元模型，通过计算求解出含斜裂纹管道的应力强度因子的有限元解，得到裂纹体结构裂纹尖端附近的应力应变场，以方便工程实际应用。
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user: 2. 管道模型参数 在实际工程中，复杂裂纹较为常见，包括斜裂纹、分叉裂纹和平行裂纹。其中，斜裂纹最为常见，指裂纹与轴向夹角θ ≠ 0˚ [ 4 ] ，本文仅对该类裂纹进行分析 [ 5 ] 。分析过程中，确定含斜裂纹压力管道的诸多边界约束条件，充分考虑裂纹尖端应力强度因子的影响因素，以建立不同参数条件下的管道模型并求解。 综合考虑各种因素后的管道模型参数设置：管道长度L = 1000 mm、壁厚t = 1 mm、管道直径D = 400 mm、半裂纹长度a = 10 mm；裂纹与轴向夹角θ = 45˚；管道材质35号钢；弹性模量E = 2.01E11；泊松比0.3；剪切模量0.794E11；屈服应力315 MPa；管道内压1.5 MPa (内压作用时，两端为轴向约束) [ 6 ] 。建立的含斜裂纹压力管道几何模型见图1，两端视为轴向约束，模拟计算时对整个结构进行力学分析。 图1. 含斜裂纹压力管道几何模型
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user: 3. 有限元建模 利用有限元法分析裂纹在管道轴向贯穿时的应力场，在线弹性条件下，求出内压作用下的裂纹尖端应力场 [ 7 ] 和裂纹应力强度因子K，以满足实际工程中对断裂参数的需要。 采用Shell63单元对薄壁管道建模。通常情况下，二维裂纹在划分单元之后可以直接利用KSCON命令对裂纹尖端单元进行奇异化处理，但三维裂纹不能直接利用该命令来生成裂紋前缘处的奇异单元，需要寻求其他方法对三维裂纹建模。工程中主要采用实体建模法，具体思路是将含裂纹管道分为含裂纹的小块模型M和管道主体部分N，并分别建模，然后利用ANSYS中的Boolean运算对两部分进行Glue (黏接运算)操作，先对含裂纹的小块模型M进行细腻的网格划分，再利用自由划分方法对不含裂纹的管道主体部分N划分网格。 由于存在应力集中，裂纹尖端周围区域的应力、应变值的跨度很大，需要适当加密裂纹尖端周围的有限元网格，以获得更准确可靠的应力、应变和位移场。通常情况下，裂纹前缘第一层单元垂直方向的长度不能超过裂纹长度的5%，裂纹体裂纹尖端附近区域单元最大长度与最小长度的比值不能超过5，但在远离裂纹尖端的区域该比值可以控制在20之内。 网格划分之前，需要在裂纹尖端创建奇异点，并设置奇异单元 [ 8 ] ，1个平面中只能设置1个奇异点。本文为创建2个奇异点的全裂纹，管道建立坐标系后，通过Glue (黏接运算)命令建立裂纹共享的边界。管道网格划分见图2、图3。
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user: 4. 模型载荷施加 根据第四强度理论，管道模型整体应力求解结果见图4，裂纹尖端受力情况见图5。 从图5中可以看出：最大应力值位于两个裂纹尖端附近；裂纹尖端附近的应力值随着其与裂纹尖端距离的增大而减小，但仍然远远大于远离裂纹尖端处的应力值(该变化规律正好对应于裂纹尖端附近接近呈对称分布的蝶形高应力区域)；最小应力值位于裂纹两个尖端之间靠近裂纹线的部位(图中深蓝色区域)。 图2. 斜裂纹尖端网格划分 图3. 含斜裂纹管道整体网格划分 图4. 管道整体应力情况
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user: 5. 斜裂纹应力强度因子变化规律 利用平面位移外推法在全模型中求解应力强度因子K。以裂纹与轴向夹角θ = 45˚、管道模型长度L = 1000 mm、管道直径D = 400 mm、半裂纹长度a = 10 mm、管道壁厚t = 10 mm、管道内压P = 1.5 MPa为基本参数创建有限元模型，然后分别以其中一个参数为变量、其余参数为定量，建立不同参数条件下 图5. 斜裂纹尖端应力情况 含有斜裂纹(θ ≠ 0)的压力管道有限元模型并计算求解，探求该变量与应力强度因子K的变化规律。 5.1. 管道内压P的影响 分别取θ = 45˚，a = 10 mm，D = 400 mm，L = 1000 mm为定量，管道壁厚分别取t = 10 mm和t = 15 mm，管道内压P作为自变量，分别取作P = 0.5、1、1.5、2、2.5、3、3.5、4 MPa，建模计算出对应的应力强度因子K I 和K II 值并作出曲线，结果见图6。(K I 和K II 不同壁厚下的强度因子) 从图6中可以看出：不同壁厚条件下应力强度因子K I 和K II 的曲线走势基本相同；随着管道内部压力的增大，应力强度因子K I 和K II 均增大，基本呈线性增长关系，即K I 、K II 与P值呈增函数关系。 5.2. 管道壁厚t的影响 半裂纹长度分别取a = 10 mm和a = 20 mm，管道壁厚t作为自变量，分别取1 mm、3 mm、5 mm、10 mm、15 mm、20 mm、25 mm、30 mm，其他参数为定量，建模计算应力强度因子K I 、K II 与不同壁厚t的关系曲线，结果见图7。 从图7中可以看出：半裂纹长度不同，但两种应力强度因子K I 、K II 的走势基本接近；随着管道壁厚t的增大，应力强度因子K I 和K II 整体呈减小的趋势，壁厚由1 mm增加到5 mm，K I 、K II 值迅速减小，壁厚超过5 mm后，K I 、K II 值减速变缓。 图6. K和管道内压P的关系曲线。(a) t = 10 mm；(b) t = 15 mm 图7. K和管道壁厚t的关系曲线。(a) a = 10 mm；(b) a = 20 mm 5.3. 半裂纹长度a的影响 管道壁厚分别取t = 10 mm和t = 15 mm，半裂纹长度a作为变量，分别取12 mm、16 mm、20 mm、24 mm、28 mm、32 mm、36 mm、40 mm，其他参数为定量，建模计算应力强度因子K I 、K II 与不同半裂纹长度的变化曲线，结果见图8。 从图8中可以看出：不同壁厚条件下，应力强度因子K I 和K II 值的曲线走势基本相同；随着半裂纹长度a值的增加，应力强度因子K I 、K II 不断增大，与半裂纹长度近似呈线性增长关系。 5.4. 管道直径D的影响 半裂纹长度分别取a = 10 mm和a = 20 mm，管道直径D作为变量，分别取200 mm、250 mm、300 mm、350 mm、400 mm、450 mm、500 mm、550 mm，其他参数为定量，建模计算应力强度因子K I 、K II 随不同管道直径的变化曲线，结果见图9。 图8. K和半裂纹长度a的关系曲线。(a) t = 10 mm；(b) t = 15 mm 图9. K和半裂纹长度D的关系曲线。(a) a = 10 mm；(b) a = 20 mm 从图9中可以看出：两种应力强度因子K I 、K II 的走势基本接近，总体上随着管道直径的增加而增大；管道半径在300~500 mm时，K I 和K II 增速较快。 5.5. 裂纹夹角θ的影响 半裂纹长度分别取a = 10 mm和a = 20 mm，裂纹线与管道轴线夹角θ作为变量，分别取0˚、10˚、20˚、30˚、40˚、50˚、60˚、70˚、80˚、90˚，其他参数为定量，建模计算应力强度因子K I 、K II 随裂纹线与轴向夹角θ的关系曲线，结果见图10。 从图10中可以看出；应力强度因子K I 随着裂纹夹角θ的增加而减小；在0˚~45˚，K II 随着θ的增加而增大，在45˚~90˚，则随着θ的增大而减小，在θ = 45˚附近K II 出现最大值；在0˚~45˚，应力强度因子K I 总体上大于K II ，且角度越小二者的差值越大；θ = 0˚时(即为轴向裂纹)，应力强度因子K I 恒大于K II ，且角度越大两者之差越小。 5.6. 管道直径与壁厚比值的影响 管道壁厚分别取t = 10 mm和t = 15 mm，管道直径与管道壁厚的比值依次取D/t = 12、16、20、22、24，其他参数为定量，建模计算应力强度因子K I 和K II 与管道直径与壁厚比值的关系曲线，结果见图11。 从图11中可以看出：不同壁厚条件下，应力强度因子K I 和K II 的曲线走势基本相同，并随着比值D/t的增加而增大；两种应力强度因子与管径与壁厚比值呈线性增长关系。
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user: 6. 结论 1) 在线弹性条件下建立了含有斜裂纹压力管道的有限元模型，在内压载荷条件下求出应力强度因子K，分析了不同因对其影响规律。 2) 在管道直径相同的前提下，管径与壁厚的比值越大(即壁厚越小)，应力强度因子K I 和K II 的值越 图10. K和裂纹夹角θ的关系曲线。(a) a = 10 mm；(b) a = 20 mm 图11. K和管径与壁厚比值D/t的关系曲线。(a) t = 10 mm；(b) t = 15 mm 大，管道的安全性越低，即含裂纹的薄壁管道更容易引发断裂事故。 3) 本文的分析结果填补了应力强度因子K I 和K II 的计算空缺，增补了部分形状因子F I 和F II 的数据库，对后续含斜裂纹压力管道的深入研究奠定了一定基础，计算得到的规律和拟合的相关公式在工程实际中有着很强的应用价值。
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user: 摘 要 目的：报道一例肺毛细血管瘤病，对该病的诊断以及影像学特点进行总结，提高各科医生对这一罕见病的认识。方法：采用多次CT检查追踪，总结CT影像特点，结合病理、免疫组化进一步确诊。结果：免疫组合结果符合肺毛细血管瘤病。结论：通过对此疾病的CT影像特点总结，能够为各科医生诊断此疾病提供影像学支持。 关键词 :CT诊断，肺毛细血管瘤病，肺癌 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 肺毛细血管细胞瘤(pulmonary capillary hemangiomatosis， PCH)是一种极其罕见的、预后不良的血管增生性疾病，PCH发病年龄为2~7l岁，平均30岁，发病率无明显性别差异，表现为进行性的呼吸困难和疲倦 [ 1 ] 。自1978年首次报道，英文文献仅有60多例，中文，国内仅有两次个案报道 [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] [ 5 ] 。由于该病罕见，临床无典型症状，影像学变现少见，极易误诊、漏诊。偶遇一例，现结合影像学特点对此疾病进行阐述，促进对该疾病的认识。
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user: 2. 临床资料及影像检查 听诊双肺呼吸音粗糙，可闻及双相哮鸣音。白细胞计数9.95 × 10 9 /L、中性粒细胞百分比73.9%、淋巴细胞百分比20.3%，凝血五项、肝肾功能及心肌酶谱均正常。患者既往2016年1月曾在外院诊断为“肺部真菌感染”，给予抗真菌治疗4月，效果欠佳。2016年3月3日行CT平扫及增强提示，双肺多发大小不等软组织结节，左肺门者较大，可见毛刺征及分叶征，考虑结节病？肺癌并肺内多发转移？(图1(a)，图1(d)，图1(g)) 8月23日复查CT双肺结节明显增大，左肺上叶支气管及右肺下叶支气管见新生物形成(图1(b)，图1(c)，图1(e)，图1(f)，图1(h)，图1(i)，图2(a)，图2(c)，图2(e)，图2(g))。12月8日再次复查CT双肺结节及支气管内新生物进一步增大(图2(b)，图2(d)，图2(f)，图2(h))，左房内见条形低密度影，考虑左房内血栓形成。在外院行支气管镜下，病理检查：大体所见，左肺上叶灰白不整组织，右肺下叶见灰红不整组织；光镜所见：疏松水肿间质内小血管瘤样增生，大量梭性细胞呈条索状排列；病理诊断(左肺上叶、右肺下叶)粘膜鳞状上皮化生伴中度不典型增生，间质血管及梭性细胞增生，建议免疫组化进一步明确。免疫组化结果显示：Act (−)，ALK (ALK1) (−)，Bcl-2 (+)，CD10 (+)，CD31 (+)，CD34 (+)，cyclin D1 (散在+)，D2-40 (灶+)，LCA (−)，SMA (灶+)，Vim (+)，Ki-67标记指数约3%。免疫组化结果符合毛细血管瘤。逐诊断为“肺毛细血管瘤病”。该患者多次于多家医院进行住院治疗，治疗上均以缓解症状为主，效果不明显，次年一月死亡。
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user: 3. 结论 患者，女性，50岁，2016年1月出现咳嗽、咳痰症状，3月再次因症状加重伴喘憋就诊于新疆军区总医院。查体 该例病人仅以呼吸道常见症状就诊，血液生化检查无特殊，影像学检查多次均未考虑为该病，至病变长入支气管经支气管镜取活检病理诊断为肺毛细血管细胞瘤。
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user: 4. 讨论 肺毛细血管细胞瘤临床表现中约有30％患者存在咯血，约有25％患者存在血性胸水，部分进展期 图1. 表示左肺门分叶状软组织病变，双肺多发结节，边缘光滑，9个月零5天复查CT病变显示明显增大 图2. 表示肺窗及纵隔窗左肺上叶支气管及右肺下叶支气管内新生物进行性增 患者临床症状可出现右心衰竭，右心漂浮导管实验检查可显示肺动脉高压 [ 6 ] 。该病的准确诊断需要综合临床、影像及组织病理等多方面的资料，其中组织病理学检查被公认为是金标准，能明确诊断 [ 7 ] 。本例主要表现为咳嗽， 咳痰、喘憋等呼吸系统的一般症状， 胸部CT示双肺多发结节，较大结节呈分叶状， 边缘毛糙， 故易被误诊为肺癌并肺内转移。有学者报道对该病如果不及时进行有效的治疗，患者可在确诊后几个月内死亡 [ 8 ] 。目前对该病的最有效治疗方式是肺移植。总之，PCH是一种极其罕见、预后不良的血管性病变，影像表现复杂且无明显特异性，通过对此病例的报道，提高影像医生对此病例的认识，能够对此病例做出早期诊断，为临床治疗提供诊断依据。