影响因子研究

2024-05-12

影响因子研究（精选十篇）

影响因子研究篇1

如果说2011年是政务微博元年, 2013年则是政务微信元年。政务微信是政府在微信公众平台上注册的订阅号或服务号, 它是为民众提供信息公开、政务公开、实时管理和民生服务的一种新创新思路。2012年8月, 广州市白云区政府率先在微信公众平台上注册政务微信, 这一举措为政务微信的后期发展奠定了重要基础。据《2014新媒体蓝皮书》统计, 截至2013年3月, 政务微信发展总量已达5043个, 其中浙江省, 政务微信总量达到612个, 暂居第一, 江苏、广东, 分列二三位。随着政务微信平台的搭建, 为政府的信息公开、政务公开、实时管理和民生服务提供新型的传播渠道。

二、文献综述

政务微信是在政务微博基础上发展而来的, 并且已有国内学者对其进行研究。吴丹在《政务微信:指尖上的政民对话》中阐述了政府通过提供信息发布和民众即时沟通交流, 对重塑政府在民众中的形象有着极其重要的作用。董立人、郭林涛在《提高政务微信质量, 提升应急管理水平》中论述了政府迫切需要加强对政务微信的运营和管理, 增强与民众之间互动, 解决民计民生迫切需求的问题。郭泽德在《基层政务微信运营模式初探——以北京市密云县“果园街道公共服务平台”为例》一本中阐述了政务微信在实现政民互动以及线上与线下平台联动上发挥着关键作用。本文在基于前人深入的理论研究基础上, 通过数据分析对政务微信影响因素进行研究。

三、研究方法

本文采用因子分析法, 其基本思想是从变量内部相关关系出发, 提出能够解释所有指标的少数几个不可观测的公因子, 每个指标可以近似表示成公因子的线性组合。Bartlett值P<0.001, KMO>0.7因子分析法有效。模型如下:

四、评价体系构建

(一) 指标选取

在指标选取原则的指导下, 结合文献法收集九个指标与构成政务微信影响力评价体系相关的指标。其中, 具体指标的类型包括:粉丝数1x (公众账号被关注的人数) ;被转发数2x (微信消息被粉丝转发的次数) ;媒体关注度3x (媒体对微信内容报道的频率) ;粉丝活跃度4x (对微信内容的评论与转发等) ;点赞数5x (微信内容被粉丝点赞数) ;原创性6x (原创微信内容) ;评论倾向7x (粉丝对微信内容的评论倾向) ;互动性8x (与粉丝之间的互动) ;真实性9x (微信消息的真实可靠性) 。

(二) 样本的选取与描述

本文以北京市普通市民为调查对象, 调研采用随机抽样和分层抽样的方法进行问卷调查;问卷设计主要采用李克特量表, 调查问卷选项设为非常重要、重要、一般、不重要、非常不重要五个不同维度, 分别赋值5、4、3、2、1分。本问卷严格按照调查程序进行, 在发放的200份问卷中, 回收问卷164份, 有效问卷126份, 有效率为76.8%。

问卷调查对象的基本信息:其中, 男性比例占53.2%, 女性比例占46.8%, 这与中国男女比例接近。在年龄层次上, 25~35岁人群占比最大, 该年龄段的人是微信高使用率和接受新媒体能力较强的人群, 他们更乐意表达与自身日常生活息息相关的社会话题。在文化程度中, 本科以下比重最大为60.3%, 本科占据30.2%, 硕士及硕士以上占9.5%。

五、数据因子分析

通过因子分析降维的方法来提取九个指标中影响政务微信的主要因素。首先, 将调查问卷统计得来的数据进行标准化, 然后进行KMO和Bartlett检验。求得KMO值为0.711, 巴特利检验P值为0.000 (P<0.001) , 说明原有变量适合因子分析。

运用SPSS软件, 采用主成份法, 提取特征值大于1的三个因子作为公因子, 并对其进行最大方差正交旋转, 结果见表1、2。公因子总方差解释率达56.994%, 即指标效度较好。

由表1知:主因子F1, 对媒体关注度、粉丝活跃度、评论倾向、被转发数有较高载荷;主因子F2, 对粉丝数、点赞数、互动性有较高载荷;主因子F3, 对真实性、原创率有较高载荷。结合九个指标具体含义, 命名三个主成份为:F1传播力, F2互动性, F3权威性。

通过用原来指标的线性组合求各因子得分函数为:

公因子得分为:传播力0.648、权威性0.429、互动性0.427。因此, 政务微信影响力主要影响因素是以上三个因子。

六、建议

近年来, 中国政务微信运营取得了很大的进步, 但是, 政府能否充分有效地运用政务微信更好地为民众服务, 客观反映政府对新媒体时代治理能力的具体体现。文章就如何提高政务微信影响力, 现给出以下建议:

(一) 发布内容和形式多样性, 提高微信传播力

微信与微博发布形式不同, 微信更倾向于朋友圈的点对点信息传播, 对信息质量的要求大于对发布信息的数量。因此, 政务微信发布的内容更应惠民、利民、便民, 同时应兼顾内容的趣味性、可理解性、时效性;在发布形式上, 应充分结合图文、视频、音频等不同形式, 做到多种功能交叉使用;信息发布频率应保持适中, 间隔稳定, 适时发布。对服务类信息和有迫切民生需求的信息提高发布频率, 但是要注重信息的质量, 力争做到不沉寂、不扰民;发布信息对象要有针对性, 面向特定的目标群体, 提供不同的服务。为了提供有效的服务, 政府机构应当深入分析目标服务群体的年龄、职业、受教育水平以及微信使用行为特点, 为他们提供极具针对性的服务, 从而不断改善政务微信服务水平, 提高微信传播力。

(二) 加强与民众对话, 提高微信互动性

当前政务微信大都无法实现前端“发布”与后端“服务”兼顾, 重发布而忽略政民的互动性。因此, 政府应加强与民众对话, 不仅发布关乎民计民生的信息, 还要对民众迫切关心的问题给予及时的回复。政府应通过政务微信、微博等社交媒体增加与民众之间的互动, 不仅可以提高政府在民众心中的公信力, 还能充分反映政府“执政为民”的服务理念。政府还可以通过创建互动社区、互动问答和设置关键字回复等, 提高政府与民众之间交流的效率。此外, 通过微信平台与民众“一对一”或“一对多”的实时互动, 政民互动应注重双向性, 避免互而不动。各级部门应主动加强与网民的沟通交流, 及时回应舆论关切, 对提出的问题加以及时解决, 各级政府部门应及时化解与民众之间矛盾, 用尊重民意的实际行动赢得民心, 用改进工作的实际成绩凝聚民心。

(三) 保证信息内容真实性, 树立微信权威性

政务微信内容来源包括原创和转发。无论是在微信内容的原创上还是转发上, 政府都应确保微信内容的真实性, 从而树立政务微信的权威性。首先, 政府应了解民众的心声“对症下药”, 加大微信内容原创比例, 让民众体验政务工作在微信里办出“威信”。其次, 政府部门在转发之前应严格对信息内容全面审查, 如涉及有关行政机关的, 应与有关行政机关沟通确认, 确保公开的信息准确无误, 这样可以避免出现“官谣”现象。政府还应健全信息公开之前的审核程序, 切实做到信息公开真实性和权威性。此外, 政府还应严厉打击山寨版政务微信, 避免山寨版政务微信屡屡出现。例如, “天津发布”、“山东发布”等, 这些山寨政务微信通过发布虚假信息, 既扰乱社会秩序, 又损害政府部门的权威性。因此, 政府必须坚决予以打击。

参考文献

[1]蒋天民, 胡新平.政务微信的发展现状、问题分析及展望[J].现代情报, 2014 (10) .

[2]吴丹.政务微信:指尖上的政民对话[J].湖南广播电视大学学报, 2014 (03) .

[3]冀芳.微信问政需向深水处试水——谈政务微信的传播与治理[J].青年记者, 2014 (23) .

[4]李财富, 薛张伟.社会管理视阀下的政务微信探析[J].四川理工学院学报, 2014 (04) .

[5]王蓉蓉.政务微信的构成要点及传播规律[J].青年记者, 2014 (27) .

杏鲍菇菌丝生长影响因子的研究篇2

杏鲍菇菌丝生长影响因子的研究

通过应用杏鲍菇菌丝对温度、pH值、碳源及生长调节剂浓度等不同条件处理下生长速度的测定进行研究.结果表明,杏鲍菇最适生长的`温度为25℃,pH值为7,合适碳源为葡萄糖,其用量为20g/L.添加激素对菌丝的生长有明显促进作用.

作者：朱建华张晨 ZHU Jian-hua ZHANG Chen 作者单位：宁波职业技术学院,浙江,宁波,315800 刊名：宁波职业技术学院学报英文刊名：JOURNAL OF NINGBO POLYTECHNIC 年，卷(期)： 13(2) 分类号：Q945 关键词：杏鲍菇菌丝生长速度

关于太原雾霾的影响因子研究篇3

【关键词】太原；雾霾；Kendall-tau方法；防治；对策

根据2013年的雾霾统计情况，仅十月份太原就出现三次雾霾，且雾霾时间持续四天以上。2014年，太原通过了针对雾霾天气的“五大工程”，2014年上半年，太原空气质量持续改善，已经退出空气质量倒数15位，且市区空气达标天数超过90天。2015年，太原空气质量环境出现反弹，1月初，雾霾重新笼罩太原，PM2.5指数一度超过200，10月份，太原市区雾霾持续25天。从上述数据可以看出，太原的雾霾治理形势依旧十分严峻，且雾霾治理工作容易出现反弹，下面将结合太原以及周边地区2000年至2014年的雾霾天气统计数据，分析太原雾霾的影响因子，并根据实际情况提出改进措施。

1、资料与方法

1.1数据资料

本文选取了2000年至2014年期间的太原气象数据作为研究对象，通过线性回归与Kendall-tau模型进行数据处理，为了保证数据可靠性，本文选取的资料均来源于山西气象信息中心。数据涵盖了主要的气象信息，包括逐日天气现象、平均气温、相对湿度、能见度等，根据王咏梅等人的研究资料，数据时间过长会影响结果的准确性，因此，本次研究主要针对最近15年间的气象数据。根据中国气象局对雾霾天气的定义，《地面气象观测规范》将雾霾天气分为轻雾、雾、霾、烟幕，以上气象均为颗粒物悬浮与近地面造成的视程障碍现象。目前，我国针对空气环境的检测标准主要以《环境空气质量标准》为主，该规定涉及的污染物主要包括六项，分别为SO2、NO2、PM10、PM2.5、O3、CO等。

1.2气象判定标准

其中针对雾霾的检测项目主要为SO2、NO2、PM2.5，但以上三个项目仅仅规范了颗粒物的成分与含量，无法客观评价空气能见度，雾霾能见度的检测仍然依赖观测人员的判别，其中轻雾与雾的区分难度最大。为了有效解决雾霾天气程度的区分问题，本文初步建立了雾与霾的区分模型，通过相对湿度界定雾与霾，当相对湿度超过90%时，可以判定为雾，低于90%判定为霾。除此之外，将能见度的概念纳入模型中，首先排除雪、浮尘、扬沙造成的视觉障碍现象，能见度超过1km，低于10km，相对湿度大于90%，可以判定为轻雾，能见度不超过1km，相对湿度大于90%，判定为雾，能见度低于10km，相对湿度不超过90%，判定为霾。

1.3数据处理方案

本次研究主要采用了Kendall-tau方案对雾霾天数进行趋势分析，同时对所有数据进行非参数显著性检验。该方案以时间为检测序列，具体检测模型如下：

将数据带入模型中，对气象数据进行非线性处理，其中，x表示雾霾天气要素，t表示时间，本次实验处理的数据显著水平为α=0.01，如果，可以判定为趋势显著。

2、结果分析与预测

2.1雾霾月际分析

通过模型数据分析可以得出2000年至2014年15年间太原雾霾月际变化情况。主要结论如下：（1）2000年至2014年期间，太原全年各个月的轻雾天气明显多于雾、霾、烟幕天数，其中7月至11月的轻雾天气最多；（2）太原全年各种天气天数如下，烟幕天气天数最少，为15天，雾为8.6天，霾为36天，轻雾天气为67天；（3）各种天气的月际分布情况如下，所有雾霾天气现象均表现出明显季节变化趋势，轻雾天气峰值在8月份，雾天气峰值在10月份，轻雾天气与雾天气在7月份至12月份比较常见，霾天气峰值在12月份，烟幕天气峰值在1月份；（4）以上天气现象均受到相对湿度、气流、温度的影响。

2.2雾霾年际分析

通过模型数据分析可以得出2000年至2014年15年间太原雾霾年际变化情况。主要结论如下：（1）轻雾、雾、霾、烟幕等天气现象发生天数均呈现逐年增长的变化趋势，这与经济发展具有直接关系，经济发展带动了建筑设施建设，城市空间中的颗粒物越来越多，因此，上述天气逐年增加，其中，輕雾天气的年均上升速率为每年1.2天，雾天气的年均上升速率为每年0.06天，霾天气的年均上升速率为每年1.36天，烟幕天气的年均上升速率为每年0.3天，可以看出霾天气的增加速度最快；（2）2008年以后，太原雾霾天气出现连续波动，且雾霾天气年均天数上升趋势有所减缓。

3、太原雾霾影响因子研究

3.1厄尔尼诺因素

经过统计分析可以看出，太原地区2000年至2014年期间的雾霾形势十分严峻，年均雾霾天数超过100天，其中，2007年的雾霾现象最严重。根据吴成德等人的研究，华北地区的雾霾天气与厄尔尼诺因素有直接关系，将本文研究结果与厄尔尼诺因素进行回归分析，研究结果表明，太原地区的雾霾现象与厄尔尼诺因素呈现较好的对应关系，根据厄尔尼诺评测体系，2003年、2006年以及2007年符合EINino定义标准。以上3年的雾霾天气峰值均在12月份，太原地区的雾霾天气主要集中在12月至1月份。厄尔尼诺的影响机制如下：北半球冬季时期，赤道太平洋中东部海水呈现异常偏暖，由于海气作用，在东南亚季风区会出现冬季风偏弱的情况，导致环流异常，直接影响了太原地区气候环境，导致太原地区空气循环阻滞，为雾霾天气提供了产生环境。

2.2全球变暖因素

全球变暖对太原地区雾霾影响较大，从结果数据可以看出，太原地区的雾霾天气主要发生在冬季，利用模型计算雾霾天气与冬季气温的关系，可以得出关系系数为0.6，因此，太原地区的雾霾天气与全球变暖具备正相关性，在一定范围内，太原地区冬季气温越高，雾霾天气天数就会越多。通过对15年期间的冬季气温与雾霾天气进行相关性分析，可以看出，2007年以前两者同时增加，2007年以后两者波动一致，冬季气温与雾霾天气表现出明显得相关性，以上结论说明冬季气温对雾霾天气的形成具有重要影响。

2.3社会活动因素

除了气候因素，人类社会活动也是雾霾天气形成的主要原因之一，下面重点分析太原以及周边地区的人类经济活动对雾霾天气的影响。太原乃至山西地区一直以煤矿工业为主，除此之外，燃煤排放、机动车尾气、秸秆燃烧以及建筑扬尘等，都是雾霾形成的重要原因。2007年以后，太原地区开始重点整治企业废气处理问题，雾霾天气得到明显改善，截至2014年，太原地区实现集中供暖2500万平方米，拆除供暖锅炉600台，直接减少燃煤消耗90万吨，市区燃煤减少60%以上，同时加强了周边农村供暖体系建设，减少农村燃煤消耗15万吨，拆除燃煤烟囱6000根以上。经过以上整改之后，太原周边雾霾明显减少。

4、太原雾霾防治对策

4.1企业废气处理

企业废气是造成雾霾天气的重要原因之一，太原地区冬季供暖需求巨大，且一直采用燃煤供暖形式，一方面燃煤质量不达标，企业废气处理不合格，另一方面市区分散供暖，造成巨大的能源浪费。因此，太原地区的雾霾防治工作应该结合本地区的工作实际，重点做好冬季雾霾防治工作，完善重度污染预报机制，细化各种应急预案，将市区各类燃煤锅炉纳入管理体系，拆除不达标的燃煤锅炉。除此之外，重点监控电力、冶金、水泥等重污染企业。

4.2建筑工地管理

提升城市管理水平，太原地区的建筑雾霾防治工作可以借鉴天津等地区的经验，实现责任细化，将责任划归各个一线单位，尤其明确开发区管委会责任，建立完善的“定责、履职、问责”机制，将市区以及周边的各个工地纳入管理范围，实现网格化管理体系，对不达标的工地下达整改文件，将建筑、道路扬尘控制在安全范围内。

4.3其他措施

其他措施包括机动车尾气管理、秸秆焚烧管理等。针对机动车尾气问题，可以效仿北京的管理方案，实现机动车辆限行，对达不到国家标准的机动车辆进行销毁，严查市区内机动车“冒黑烟”的现象。针对周边地区焚烧秸秆的情况，应该加强环保意识宣传，一方面对违法行为进行严格处理，另一方面为周边地区农户讲解秸秆焚烧的危害，同时加强秸秆回收工作，实现废物利用，降低秸秆焚烧对环境的影响。

5、总结

太原的雾霾治理形势十分严峻，且太原是山西地区雾霾的中心地带，从月份分布进行分析，11月份至2月份是霧霾的峰值阶段，8、9月份是雾霾的谷值阶段。近十年来，太原雾霾天数呈现逐年递增的趋势，年平均雾霾天数超过60天，影响太原天气的因素包括厄尔尼诺现象、气候变暖、机动车尾气、燃煤排放、土建扬尘等，其中人类社会活动是造成雾霾的主要原因，太原地区的雾霾治理措施包括燃煤控制、机动车限排等，希望本文的研究有利于太原地区雾霾治理工作的推进。

参考文献

[1]刘晓慧.长江三角洲地区霾的时空变化及其影响因子研究[D].南京信息工程大学，2014.

[2]王彦囡.城市雾霾的外部成因及对公众的影响分析[D].中国科学技术大学，2015.

不同因子对玉米出苗影响的研究篇4

1 调查内容与方法

在康平县选择有代表性的13个乡镇做为调查点, 共调查42个地块, 调查内容包括播种时期、出苗数、苗龄、株高和种植方法以及生产上的问题等情况。

2 调查结果

2.1 出苗情况

播种期在4月20日至5月1日的出苗率达到90%~95%, 5月5日以后播种的出苗率只有60%~80%, 平均保苗率70%, 特别是整地质量差、单粒播种的地块缺苗更为明显。

2.2 苗情长势

早播种的坡岗地玉米苗在7叶1心到8叶1心之间, 植株高度在30~40 cm;平地在7叶1心至8叶1心, 植株高度在35~40 cm;洼地玉米苗龄在6叶1心到7叶1心之间, 植株高度在25~30 cm。幼苗生长旺盛, 颜色浓绿, 与往年同期相比, 2009年玉米田间整齐度较高, 植株稍矮, 叶片数少, 仅1.0片左右;晚播的玉米基本都在5叶1心到6叶1心之间, 植株高度在15~20 cm, 与往年同期相比, 叶龄相差较大, 约1.5~2.0片叶, 颜色黄绿, 长势较弱。

从地域上看, 沙金、小城子、海洲等乡镇的玉米普遍较其他乡镇的玉米矮, 叶龄小, 主要是因为种植时间较晚。

3 不同因子对玉米出苗的影响

3.1 播期对玉米出苗的影响

历年康平县的玉米实际播种期为4月15—25日, 多数农户抢墒播种。受降雨影响, 2009年玉米播种时段可分为3个较为集中的时段, 在4月15—18日利用降水间歇抢墒播种;4月26日至5月1日雨后播种时段播种的玉米多为适宜当地栽培的常规品种, 田间表现苗齐、苗全、苗壮, 颜色深绿;在5月8—10日时段内播种的玉米都为外省市的一些早熟密植品种, 因播种深浅不一, 覆土薄, 播后持续低温、干旱, 大部分地块缺苗断条严重, 幼苗长势较慢, 差的只有6成苗, 好的多在7.0~7.5成苗左右, 基本没有全苗地块。

3.2 化肥对玉米出苗的影响

由于2009年土壤湿度大, 化肥溶解速度快, 致使机械播种时回土慢, 种子与化肥的隔离层变薄, 并在一段时间内保持较高的浓度, 一些地块出现不同程度的烧苗现象。植株主要表现症状是根量少、无根毛、苗小、叶色变浅, 有的叶缘变紫色, 根系上可见黑色坏死性斑点[3,4]。在同等条件下, 尿基型要比其他类型的复合肥烧苗重。特别是单粒播种的地块由于播种量较少, 因化肥烧苗出现缺苗断条的较多。另外, 一次性施肥, 有很多农户用尿素做口肥出现严重的烧苗现象。

3.3 气象因子对玉米出苗的影响

2009年由于4月19—25日玉米播种时降水7次, 降水量达到75.1 mm, 土壤湿度大, 5月中下旬以来气温较低, 并出现阶段性干旱, 玉米幼苗生长缓慢, 个别地块还出现粉种、坏种、芽干。6月3日海洲乡全部和小城子镇、山东屯乡、沙金乡、郝官镇的部分岗地植株表现旱象。通过取样测得康平县目前岗地10~20 cm土壤含水量为13.2%, 平肥地10~20 cm土壤含水量为14.9%, 洼地10~20 cm土壤含水量为18.6%。调查发现, 山东屯与海洲接壤的地区干旱严重, 土壤墒情差, 如山东屯苇塘村的个别地块和海洲袁家等村屯的玉米表现严重的旱象, 袁家村10 cm土壤含水量为4.2%, 20 cm土壤含水量3.6%。

3.4 精量播种对玉米出苗的影响

2009年玉米采用精量播种 (单粒播) 面积较大。通过在方家镇杏树村、镇东村, 小城子镇小城子村, 北四家子乡刘坨子村对单粒播种的地块调查发现:由于下种量少, 受整地质量、播种质量、土壤墒情等多种因素影响, 单粒播种的地块缺苗断条严重, 一般保苗率在50%~75%, 差者只有30%~40%, 平均在65%左右。但是在秋季用大车旋耕的地块, 单粒播种保苗率也在90%以上, 而春季用大车旋耕的地块保苗率只有70%, 人工播种的比机械播种的出苗好, 说明精量播种对整地质量、播种质量、土壤墒情要求较高。

3.5 使用除草剂对玉米出苗的影响

2009年一些地块玉米土壤封闭除草剂用药时间较晚, 个别农户不按技术规程操作, 按传统经验加大除草剂的用量, 出现药害。主要症状是玉米黄苗, 根系生长差, 个别严重的出现鞭状苗。不同程度地影响了玉米的生长, 玉米叶色浅, 长势弱, 严重者使植株生长停滞。

3.6 种植品种与密度对玉米出苗的影响

农民在玉米种植密度的认识方面有了较大提高, 密植品种约占玉米种植面积的30%。主栽的密植品种不突出, 外省市密植品种种植面积相对较大。这些品种生育期短, 在康平县玉米正常播种期4月15—20日种植易发生早衰和高温逼熟现象。因此, 一般均要求在5月10日播种, 而这个时段康平县历年降水普遍较少, 正是苗期干旱时段, 因此播种晚的地块出苗较差

4 玉米高产栽培技术

4.1 加强田间管理

及时铲蹚, 提高地温, 对化肥烧苗严重的地块, 叶面喷施磷酸二氢钾等肥料, 缓解症状, 促进玉米次生根系早发。

4.2 科学施肥

6月以后如降雨较多, 玉米生长速度将加快, 因此在玉米大喇叭口期要抢施追肥。玉米植株过高, 不能使用机械施肥, 以免折秆。可以用马犁杖追肥或人工刨埯穴施, 施后立即盖土, 以防肥料挥发和流失。前期生长量不足或生长不均匀的田块要早施肥、偏施肥, 可以分多次施肥, 促进小苗生长, 保证玉米植株生长发育协调一致。一次性施肥的地块, 要注意玉米后期的长势, 如出现脱肥现象, 要及时补施肥料。

4.3 加强病虫害防治

对玉米旋心虫发生地块建议采取多种综合防治措施, 并要注意土壤有害病原菌的侵染。心叶末期要投颗粒剂防治玉米螟, 注意玉米纹枯病、褐斑病、叶斑病和白星花金龟的发生与防治。由于2009年降水较多, 要防止玉米后期脱肥及病害引起的早衰。

5 结论

2009年玉米种植期间土壤墒情好, 尽管个别地区由于播种质量、温湿度等多种原因发生缺苗现象, 但总体来说, 玉米出苗情况好于往年。

从玉米长势看, 2009年玉米长势较慢, 植株高度只有20~40 cm。早苗多数地块苗情较好, 苗全、苗齐、苗壮;晚苗地块由于播种偏晚、覆土过浅、种子芽势弱或采用单粒播种技术等, 造成缺苗[5]。从气象因子与玉米生理上看, 除个别干旱严重的地区和地块外, 虽然多数玉米平均叶龄较历年少1.0~1.5片叶, 但苗期的低温干旱可以促进玉米地下根系下扎, 根系发达, 为后期温度上升后快速生长打下良好的基础。

摘要：调查康平县2009年玉米出苗状况, 分析玉米播期、化肥施用、气象、精量播种、除草剂使用、种植密度与品种等对玉米出苗的影响, 并总结玉米种植的高产措施, 以为玉米生产提供参考。

关键词：玉米,播种,出苗,影响因子

参考文献

[1]孟庆平, 佟爱军, 王立竹.玉米成熟期提前的原因调查[J].新农业, 2006 (9) :16.

[2]姚玉臣, 孟庆平, 李桂平, 等.高温干旱对夏玉米生育性状及产量因子影响初探[J].现代农业科技, 2008 (1) :118.

[3]尹立国, 陈军胜.环境条件对玉米出苗的影响[J].种子世界, 2009 (9) :35-36.

[4]刘河忠.浅析影响制种玉米出苗的诸多因素[J].种子科技, 2010, 28 (4) :35-36.

影响因子研究篇5

鉴于目前云数值模式和中尺度数值模式中云和降水过程大多用体积水参数化的方式描述,而不同模式所用的粒子谱不同或粒子谱的参数不同,用这些模式模拟研究云和降水的物理过程、降水形成机制、催化防雹和催化增雨机理以及预报降水等就遇到这样一个问题:粒子谱或谱参数不同对研究结果有何影响?因此利用中国科学院大气物理研究所的三维冰雹云催化数值模式,做雹云中粒子谱参数变化的数值试验,分析了冰雹云中雨滴谱、冰晶谱、霰谱的`形状参数对降雨降雹、云中微物理过程的影响.结果表明,雨滴谱形状参数变化,对降雨形成机制基本没有影响,对与雨滴有关的物理过程有直接影响.霰谱对地面降雹量、降雹强度、雨强的影响较大,对降雨量影响较小;对冰晶、霰以及冰雹的质量和数量产生率都有明显的影响,云中的所有微物理过程均受到了不同程度的影响,对有些过程影响最为显著,它不但影响粒子的产生过程,也影响粒子的增长过程.冰晶谱对降水量的影响较小,但对各种粒子的某些形成或增长过程影响较大,有的很大.此外,冰晶谱型的变化,对不同地区云或不同个体云降水的影响程度不同,反映了滴谱谱型对云和降水影响的复杂性.利用这些研究结果,讨论了云模式的使用问题.

作者：陶h 洪延超 Tao Yue Hong Yanchao 作者单位：陶h,Tao Yue(中国科学院研究生院,北京,100049;中国科学院大气物理研究所云降水物理与强风暴实验室,北京,100029)

洪延超,Hong Yanchao(中国科学院大气物理研究所云降水物理与强风暴实验室,北京,100029)

影响因子研究篇6

【关键词】食品；理化检测；质量保证

【中图分类号】R473.5 【文献标识码】A 【文章编号】1004-7484（2014）03-01053-01

食品理化检测过程中的分析质量保证，是食品理化检测质量控制的重要环节，AQA影响因子对食品理化检测结果的准确性影响不容忽视。近年来，很多单因子对检测结果的影响，受到广泛的关注和研究。本文对食品理化检测全过程可能影响AQA因子，进行系统分析与探讨，现报告如下：

1 材料与方法

1.1 材料

质量管理手册食品理化检测标准方法食品理化检测管理流程

1.2 方法

本文按质量控制管理要求，对食品理化检测全过程中样品、仪器设备、质量控制、检测人员、检测环境、分析试剂等管理环节，可能影响AQA因子进行系统分析和探讨。

2 结果

2.1 样品对AQA的影响

食品理化检测的样品保证是整个检测过程的前提条件，也是质量控制的起始环节，样品的采集、送检、前处理及样品的保存都可能直接影响分析结果的准确性。样品采集的代表性、均匀性；样品送检的时效性及规范的保存方式；以及合适的样品前处理方式都是确保AQA稳定的前提条件。

2.2 仪器设备条件对AQA的影响

实验室分析仪器设备的稳定、规范使用是获得正确检测结果的根本基础，对仪器设、备设施进行规范化管理，可以从根本上保证食品理化检测质量。为了提高分析仪器的使用效率和保证检测数据的准确可靠，实验室应对每台仪器设备专人负责、专人管理，严格按照操作规程进行操作，避免不正确的操作引起仪器损坏或检测数据差错，并进行日常维护保养、定期检定、及时校准等规范管理[1]。不使用未检定或已过检定周期的分析仪器进行食品理化检测分析。

2.3 实验室质量控制对AQA的影响

实验室质量控制目的：是把分析误差控制在相对容许的限度内，使分析数据在给定的置信水平内，以保证分析结果的精密度和准确度。分析人员对分析质量进行自我控制的效果，以及通过检验方法的选择、绘制质量控制图、不确定的测定[2]、加标回收率、平行双样测定、空白试验值、定期的实验室内质量控制考核等方式，可以直接降低食品理化检测过程对AQA的影响。

2.4 检测人员的专业技术水平和管理体系完善程度对AQA的影响

检测人员对承担相应检测任务的专业知识和技术水平掌握程度，以及实验过程中，及时发现问题、解决问题，最大限度地保证实验数据准确性能力，杜绝实验过程发生差错的水平，也直接对食品理化检测过程AQA产生影响。完善的质量管理体系及质量管理体系的运行状态，也是减少AQA影响的关键环节。

2.5 检测环境以及分析试剂对AQA的影响

实验室环境温度、湿度、照明、采暖、通风、气压、空气中悬浮微粒以及气体污染等因素，直接或间接的影响仪器的性能，从而对检测结果产生影响。

实验方法规定的分析试剂的质量和纯度保证，是确保分析仪器设备稳定性、检测结果准确性前提和基础。

3 结论

食品理化检测过程中，任何AQA影响因子发生变化，都可能对检测结果的准确性造成不同程度的影响，使食品理化检测数据出现偏差，甚至可能产生错误的检测结果，从而使食品理化检测分析质量难以保证，影响实验室检测数据的科学性、公正性、权威性。检测过程，如何合理的优化AQA影响因子，严格控制实验条件，是确保分析结果准确、可靠的强有力的保障。

参考文献：

[1] CNAS-CL01：2006（ISO、IEC17025：2005）检測和校准实验室驮轿认可准则[S].

影响因子研究篇7

关键词：玉米秸秆,生态因子,纤维素降解率,响应曲面法

1 引言

能源日益枯竭是当代人们生存与发展必须面对的重大问题,据资料显示,现已探明的资源,以现在开采速度计算,煤炭、天然气与石油还可以分别开采100年、50~60年与30~40年[2,3]。然而目前秸秆资源的利用不合理,我国是农业大国,据统计我国农作物秸秆可收集资源量约8.20亿t[1]。实际上多数地区采取焚烧方法,不仅会产生大量的化学废气,对大气生态环境造成严重污染[4],同时也造成了生态资源秸秆的浪费。因此政府对农作物秸秆资源的综合利用做出了规划和行动部署[5]。秸秆的综合利用途径可分为物理法、化学法及生物法,被人们公认的最有前途的处理方法是生物法,利用微生物对秸秆进行降解[6]。

现阶段,我国已经对秸秆的综合开发利用进行了大量深入的研究,并取得了一定的进展,但是高效合理的利用秸秆依然存在着一些困难[7]。第一,目前专门针对秸秆资源利用的大中型企业很少,缺乏一些示范企业的宣传展示,将秸秆资源变废为宝的理念没有普及开来,秸秆综合利用推广力度不够,对秸秆综合利用的认识不足[8]。第二,在提高秸秆在厌氧消化中的利用效率,优化秸秆利用方法方面,仍然存在一些技术瓶颈。秸秆资源利用仍以传统技术为主,缺乏新技术的研发与应用,秸秆利用的关键技术难题尚未突破[9]。第三,秸秆资源的分布不均匀,带明显的区域性特点,其资源利用还未形成商业化和规模化[10]。因此开发秸秆类生物质纤维素的高效降解与利用技术对能源利用十分重要。

2 材料与方法

本研究实验于2015年在辽宁工业大学微生物实验中心(锦州)进行。

2.1 实验材料

实验所用的玉米秸秆取自凌海市大有农场,挑选干净的秸秆去根烘干剪成1~2cm粉碎筛分至2mm,经微波处理后备用,经检测玉米秸秆的纤维素、半纤维素和木质素的含量百分比分别为38.3%,26.4%,9.6%,灰分为6.7%,全氮6.64g/kg,全磷2.89g/kg,C/N比为42.37。接种的活性污泥取自锦州北控水务有限公司污水处理二期工艺的好氧池,活性污泥性质参数分别为:MLSS:3770mg/L;SV:34%;SVI:90;MLVSS/MLSS:67.48%。在实验前对秸秆进行预处理,分别用2%的NaOH,H2SO4和污水污泥浸泡秸秆。

2.2 试验设计

试验以玉米秸秆为底物,以纤维素降解率为衡量指标,先用单因素试验对温度、干物质浓度、预处理方式与碳氮比四个因素进行考察,在单因素实验基础上采用Box-Behnken中心组合设计方法设计实验,并利用Design-Expert 8.0.5软件进行优化。

2.3 试验装置

实验采用资质厌氧发酵装置,如图1所示,由玻璃导管串联而成,保证密闭厌氧的环境。

2.4 试验测定方法———纤维素的测定

精确称取1g(准确至0.0001g)样品于洁净千燥的锥形瓶中(D1)加入25mL硝酸乙醇混合液,再放进10颗玻璃球,装上回流冷凝器,至沸水浴热1h,在加热过程中应随时摇荡锥形瓶,以防止残渣蹦跳。采用此方法处理样品三次,使纤维变白。将沉淀全部过滤至已知重量的滤纸(D2)上,用10mL硝酸乙醇混合液洗涤残渣,用热水洗涤至洗液用甲基橙试剂不呈酸性,最后用乙醇洗漆两次。于105℃烘干至恒重(D3),测定其灰分(D4),计算得出维生素(C)的含量:

3 结果与讨论

3.1 单因素试验

在单因素试验的基础上,选择碳氮比在干物质浓度控制为8~15%,温度设置在25~35℃,碳氮比为20∶1~30∶1比较合适。

3.2 响应面法优化玉米秸秆降解的最佳条件

本研究采用响应曲面法(response surface methodology,这种方法利用合理的试验设计并通过试验得到一定数据,采用多元二次方程来拟合因素和响应值之间的函数关系,通过对回归方程的分析来寻求最优工艺,解决多变量问题的一种统计学方法。试验是在单因素试验的基础上,根据Box-Behnken中心组合设计原理,以纤维素降解率为响应值Y,利用Design Expert8.0软件设计了四因素三水平的响应面法试验,试验因素水平见表1。

根据曲面响应法和确定的因素水平表,设计实验设计方案如表2。

3.2.1 方差分析

利用软件对实验结果进行二次多元回归拟合,进行方差分析后后得到该模型的二次多项式方程为:

方差分析的结果见表3。

由表3可知,失拟项不显著(P=0.1106>0.05),而模型的P值<0.0001,表明该模型高度显著,一次项(A、C)、二次项(C2)对结果影响高度显著(P<0.0001),一次项(B)、二次项(A2、B2)与交互项(AB、AD)对结果影响显著(P<0.05),而一次项(D)、二次项(D2)及交互项(AC、BC、BD、CD)对结果影响不显著(P>0.05)。因此采用手动优化的方法对回归模型进行优化,优化的结果见表4。

经手动优化后的回归方程为:

由表4可知,失拟项显著(P=0.0479),模型的P值<0.0001,表明模型高度显著,拟合度R2=99.40%,校正拟合度R=98.81%,这表明回归模型拟合程度良好,能很准确地解释试验数据,试验误差小,该模型是合适的。

注:P≤0.0001,为高度显著,用**表示;P≤0.05,为显著,用*表示;P>0.05,显著性为不显著

方差分析结果表明,X1、X3、X22的县属性均小于0.0001,说明温度、预处理方式与预处理方式的平方对秸秆纤维素的降解极为显著。X2、X1X2、X1X4、X12、X22的显著性水平均小于0.05,说明温度及干物质浓度、温度与碳氮比的交互效应对玉米秸秆降解的影响显著。

温度和处理方式是影响玉米秸秆降解的主要因素,在适当的温度范围和处理方式下加快了玉米秸秆表面木质纤维素的断裂,有利于纤维素和半纤维素的暴露及降解。

3.2.2 响应曲面分析与优化

模型的三维响应曲面见图2。

由图2的(a)与(b)可知,温度与干物质浓度对纤维素降解率的交互作用显著,与模型方差分析结果一致,温度在接近35℃,干物质浓度10~12%时的纤维素降解效果较好。由图2的(c)与(d)可知,温度与碳氮比的交互作用对纤维素降解的影响显著,与模型方差分析结果一致,图2(c)显示,温度与碳氮比交互作用明显,在碳氮比为20~25∶1范围内可以获得60%以上的纤维素降解率。

通过软件对回归方程进行求导,得到最佳玉米秸秆降解的条件如下:温度为35℃、干物质浓度为10.94%、处理方式为碱处理、碳氮比为20∶1,在此条件下纤维素降解率为66.54%。根据实际设计试验各生态因素为温度35℃,干物质浓度11%,处理方式碱处理,碳氮比20∶1,在该优化条件下进行了三组平行试验,纤维素降解率平均值为64.89%,与预测值接近,证明响应曲面分析法得到的降解条件可靠,可以很好地预测响应值。

4 结论

本试验考察了4个生态因子(温度、干物质浓度、处理方式、碳氮比)对玉米秸秆纤维素降解率的影响,建立了响应值的数学模型,对影响秸秆降解效率的各生态因子间的交互作用进行了分析和讨论。通过以上实验结果的分析讨论,得出以下结论。

(1)采用响应曲面法对降解条件进行优化,得到了纤维素降解率与温度、干物质浓度、处理方式和碳氮比关系的回归模型,其显著性高,拟合程度好。根据试验数据可以看出四个生态因子对纤维素降解的影响依次为温度、预处理方式、干物质浓度、碳氮比,而各因素中温度与干物质浓度、温度与碳氮比交互作用明显,而温度与预处理方式的交互作用不明显。

(2)由该模型得到玉米秸秆降解最优条件为:温度35℃、干物质浓度10.94%、碱处理、碳氮比20:1,在此条件下纤维素降解率可达66.54%。

(3)实验验证最佳实验玉米秸秆降解条件,分析结果得出纤维素降解的试验值与模型预测值之间的相对误差小于5%,这表明纤维素降解二次回归模型的可靠性较高。

参考文献

[1]农业部.全国农作物秸秆资源调杳与评价报告[J].农业丁程技术,2011(2)2~5.

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[6]黄茜,黄凤洪,江栏,等。多菌种混合发酵转化秸秆技术的研究及应用进展[J].环境科学与技,2011,34(6):180~183.

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[8]孟祥博,马放,赵光,等.低温沼气厌氧消化研究进展[C]∥中国环境科学学会.学术年会论文集,北京:中国环境科学出版社,2013:5484~5490.

[9]邱凌,张正茂,谢惠民.等.农村沼气工程理论与实践[M].西安:世界图书出版公司,1998 38~46.

影响因子研究篇8

量态扩张到质态提升、外延扩张到内涵建设的转型是高职院校实现科学发展的动力因子

我国高职教育经历了快速发展时期, 院校设置、招生人数、在校生数均成级数增长, 为我国高素质技能型专门人才的培养、高等教育的大众化做出了重要贡献, 大体经过了三个阶段, 其特征分别为“要素驱动、以量为本、重在发展”, “内涵驱动、以质为本、重在改革”, “外源驱动、以人为本、重在开放”。我院也不例外, 经过这三个阶段的建设、改革与发展, 实现了从量到质的发展模式成功转型, 实现了跨越式发展。但跨越式发展意味着超越常规, 而任何超越常规的现象都是特例, 不具备可持续发展的可能性, 表现出基础条件落后、专业改造与建设滞后、“双师型”教师紧缺等问题, 严重影响教学质量的提高。另外, 外延扩张意味着在短时间内招生规模、专业设置、基本建设上的快速膨胀, 而内涵建设则意味着办学质量的提升与学生就业率的提高。其实, 外延扩张与内涵建设并不冲突, 恰好相反, 作为政策目标, 二者应是相互补充而相辅相成的。外延扩张为内涵建设提供了更为广阔的舞台, 更加充沛的人、财、物支持, 而内涵建设则为跨越式发展奠定了更为稳固的基础。但在特定情况下, 二者不可能完全同步, 当外延扩张超过学校所能支撑的极限时, 应暂停扩张, 不能再盲目追求学生人数的增长, 而应在调整专业设置、提高教学水平、保障人才培养质量等内涵建设政策目标上投入更多的人、财、物等资源。其实质是处理好适度超前与可持续发展的关系问题。在学校发展进程中, 大规模的基本建设等硬件投入已告一段落, 外延扩张已构筑起发展的平台, 内涵建设已成为我们今后的工作主题。这就要求我们不断探索校企合作、工学结合的人才培养模式, 实现从计划培养向市场驱动转变, 从传统升学导向向就业导向转变, 全面提高培养学生的就业能力、工作能力、职业转换能力以及创业能力已成为内涵建设迫切需要解决的问题。这就要求我们抛弃教学上的学科化、体系化, 重知识传授、轻品质养成的传统模式, 树立现代高职教育的类型定位、服务宗旨、就业导向、工学结合、课程超市与职业核心力培养等新观念, 形成人才强校、专业兴校、质量立校、特色名校的办学理念, 并将办学理念落实到教育教学的各个环节, 贯彻好、维护好、实施好, 才能实现真正意义上的内涵建设、内涵发展与科学发展。

坚持规模、质量、结构、效益协调发展是高职院校实现科学发展的内力因子

高职教育发展的主要任务不是扩大规模, 而是调整发展结构, 提高发展质量, 提升高职教育的核心发展力。其内涵发展必须贯彻落实科学发展观, 统筹兼顾规模、质量、结构、效益这四者之间的关系, 切实把握好规模发展的程度、结构优化的适度、效益增长的量度及质量保障的支撑体系等方面的互动关系, 使高职教育与经济社会协调发展, 从而实现经济、社会、市场与高职教育发展的良性互动。在这四者关系中, 质量是高职教育健康、协调、可持续发展的核心。提升办学质量, 保障人才培养质量是学校工作“第一主题”与永恒追求, 是师生合力追求的共同绩效, 是一项迫在眉睫、永无止境的创造性活动, 需要教师全身心投入, 需要各项教育管理制度安排的优化与到位, 同时也离不开学生的潜心问学和娴熟技艺。近几年来, 迅速扩张的办学规模使质量建设显得比任何时候都让人担忧与警醒。短期内规模、结构可能出现或大或小的变化, 影响与制约着办学质量与办学效益。没有一定的办学规模, 就产生不了办学的规模效应, 而一定的规模效应又反过来对办学质量起一定的促进作用和支撑作用。但量态扩张超过教学资源承受极限时, 办学质量必然得不到保障, 办学声誉就会受到影响。在办学过程中, 注重办学效益是市场经济条件下办好高职的价值选择之一, 包括社会效益与必要的办学成本核算, 高职教育毕竟不属义务教育范畴。贴近市场、立足行业、服务区域经济、就业导向、自主办学, 不断调整与改造专业结构, 形成重点发展专业群和特色专业群, 逐步形成以项目设计、工作过程和岗位流程为导向的课程改革机制, 把全面提高教学质量, 培养“下得去、留得住、用得上”高级技能型人才作为学校工作的“第一主题”, 确保良好的办学效益与办学声誉。只有这样, 才能做到质量、规模、结构、效益的协调发展和高职教育的可持续发展。

职业教育链与产业发展链的融合与对接是高职院校实现科学发展的价值因子

高等教育肩负引领社会、服务社会的职能, 其发展必须与社会经济发展目标相一致。高职教育也不例外, 不仅要与富民强省目标相适应, 而且要与新型工业化、“两型社会”建设相对接, 从而实现高职教育的社会价值。但高职教育与产业对接还存在很大的差距, 没有形成系统科学的职业教育链条。以服务为宗旨, 以就业为导向, 走产学研结合之路是高职教育发展的基本理念, 而服务区域经济和行业经济发展是高职教育实现价值的主要途径之一。产教结合、产学研结合既是高职教育的本质特征, 又是高职教育特色的体现。我校探索的“立足行业办学, 围绕专业办产业, 产业发展促专业”的办学模式已得到行业及市场的普遍认同, 把农业技术推广、科技开发和成果转化紧密结合起来, 立足行业经济、区域经济, 以服务求生存, 以贡献求发展, 为“三农”服务, 为行业经济、区域经济服务, 形成了“产学研结合、服务地方经济”的办学特色, 使学校成为了教学指导中心、实习实训中心、师资培训中心、技能鉴定中心和劳动力转移培训中心。在社会服务过程中, 为更好更快地培养区域经济和新农村建设紧缺的技能型人才, 构建满足农民脱贫致富、农村经济发展和农业教育需求的现代职业教育体系, 大力开展科技讲座、实用技术培训、对口帮扶、转移就业、技术咨询、技能鉴定等一系列的科技服务活动, 向农村提供农业新技术、新成果、新品种的示范与推广工作, 从而实现农村产业结构调整和产业结构升级的建设目标。为更好更快地培养区域经济和新农村建设紧缺的技能型人才, 构建满足农民脱贫致富、农村经济发展和农业教育需求的现代职教体系, 全面开展科技战略合作, 全面实施“千区万户健康养殖示范工程”和“农村劳动力就业计划”, 推动产学研、农科教紧密结合, 为区域和行业的可持续发展提供人才和技术支撑。

积极探索集团化、集群式、集约式办学新路。为整合职教资源, 充分发挥高职院校的引领和辐射作用, 我校联合全市十余所农林类职业学校、县级职教中心、涉农龙头企业、科研院所、行业协会, 组建了一个集教学培训、科学研究、技术服务、对外交流与合作于一体的规模化、连锁化的农林职业教育集团, 成员之间在信息、师资、技术、教学资源、实验实训设备、实习就业等方面优势互补、资源共享, 开创了我省集团化办学的新路子, 构建了以高职发展带动中职办学, 以重点项目辐射全面发展, 建立起以高职为龙头, 以中职为骨干, 以乡镇农校、县级职教中心、职业技术培训机构为基础的能够满足经济发展需求的现代职业教育网络体系。在打造校企合作、工学结合新模式中, 携手区域内农业产业化龙头企业, 探索技术服务型、项目带动型、基地示范型、科技包户型、培训就业型等新途径、新模式。高职教育为区域经济服务, 区域经济做大做强后又会反哺高职教育, 这也是高职教育实现可持续发展的动因与理性选择, 并以此形成新的办学增长极, 实现由外延型 (规模、数量) 发展真正转向内涵型 (质量、特色) 建设的轨道上来。服务与特色是决定高职教育科学发展的核心指标。

以“三条腿”走路构建终身教育体系是高职院校实现科学发展的目标因子

高职院校的社会功能主要是培养面向生产、建设、管理、服务第一线的高等技术应用型人才, 这也决定了其教育功能除了学历教育外, 还应为其他教育形式的毕业生提供高级职业训练, 为成人提供继续教育, 为人们提供在方便的时间和空间接受高等职业教育或培训的机会。这能引领高职院校在形成全民学习、终身学习的学习型社会, 促进人的全面发展上开展继续教育和职业技能培训。教育部强调, 从事职业教育的各类院校要学会“三条腿”走路, 即全日制学历教育、非全日制学历教育、面向在岗职工和社会的职业技能培训三者并重、协调发展。湖南省明确要求支持涉农高等院校设置和强化农林水类专业, 培养更多适应现代农业的专门人才。高职院校要明确“一主两翼”的发展思路, 以全日制学历教育为主, 以非全日制学历教育和职业技能培养为辐, 相得益彰、互为促进、共同提高。

在非全日制学历教育方面要形成多层次、多形式的高职教育体系, 构筑高等教育立交桥, 以满足人们接受高等教育的需求。我校探索的非全日制学历教育“专本沟通”办学模式不仅提升了在籍学生的学历层次, 又使学校得到了可持续发展。现从事本科教育的学校进行的是应用型教学, 培养的人才也是应用型实用人才, 这从其培养方案、课程设置、实习实训计划、毕业生就业能力与就业岗位等均得到应验。我校鼓励学有余力的学生参加更高层次的非全日制学历教育, 学校为其提供必要的条件, 如设立国家自学考试助学点, 举办自学考试培训班, 争取自学考试考点, 以节约学生的考试成本 (时间成本、经费成本和心理成本) , 积极探索自考与高职教育形式的结合, 推进了自学考试专业与高职专业的同步发展, 为在籍学生提供学历提升和“双学历”学习的机会。为充分发挥行业优势, 为行业培养更多更好的高级专门人才, 我校还建立了中国林业科学研究院专业硕士湖南培养基地, 实施研究生教育, 构建了研究生教育、本科教育 (自学考试、函授本科、远程教育) 、专科教育 (函授专科、远程专科等) 相互沟通与衔接的终身教育体系, 积极探索专业教学与职业标准的衔接的有效运行机制。

摘要：人才培养是立校之本, 科学研究是强校之路, 社会服务是兴校之策。这是高职院校实现其价值与作用的体现, 也是在科学发展观指导下高职教育内涵建设的功能表现。文章从内涵建设实施过程中存在的问题着手, 提出在科学发展观指导下加强内涵建设必须正确处理好量态扩张与质态提升的关系, 坚持以社会服务为支撑, 坚持发展链融入产业发展链, 坚持“三条腿”走路, 构建终身教育体系, 实现农林类高职院校规模、质量、结构、效益协调科学发展。

关键词：高职教育,高职院校,科学发展,影响因子

参考文献

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[5]李友华, 陈剑旄.高职院校内涵建设的辩证考量[J].湖南师范大学教育科学学报, 2008, (5) .

导游员主动退出影响因子研究(三) 篇9

四、实证分析

1.信度检验。通过某省导游管理服务中心联系的已退出导游200位, 回收180份问卷, 有效问卷157份。为了有一个较为准确的结果, 再次对各变量进行信度分析, 导游主动退出影响因子量表的内部一致性系数为0.815, 大于0.7, 说明调查使用的问卷具有较良好而稳定的信度。

2.描述性统计分析。对调查对象一些特征信息作基本分析, 结果为:男性52人, 占33.1%, 女性105人, 占66.9%;年龄大于等于18岁、小于24岁占19.8%, 大于等于24岁、小于34岁占27.4%, 大于等于34岁、小于44岁占32.5%, 44岁及以上占20.4%;职高文化的占3.2%, 高中文化占28.7%, 大专58.6%, 本科及以上3.8%;未婚占75.2%, 已婚占24.8%;家庭月收入在2000元以下的占13.5%, 在5000元以上的占32.5%, 2000元到5000元之间的占54.1%;在退出导游职业从事导游的工作年限在一年以内的占40.8%, 一年至两年以内的占24.2%, 两年至三年以内的占17.8%, 三年及以上的占17.2%。以上比例基本符合目前导游从业人员现状, 且具有较强的随机性, 数据较为可靠。

3.导游主动退出因子分析考虑到多个影响因子之间可能存在一定的相关性, 因此利用因子分析提取主要信息, 使用提取的公共因子代替原变量进行分析, 进而避开原变量的共线性问题。使用因子分析主要是想通过因子分析探索得到影响导游主动退出的关键因子, 然后利用所提取的公共因子进行分析, 为模型构建提供依据。

(1) 因子分析的可行性检验。在进行因子分析之前, 有必要对数据是否适合做因子分析进行检验。而变量间的相关性是主要辨别条件, 采用 (Kaiser-Meyer-Olkin measure of sampling adequacy) KMO和巴特莱 (Bartlett) 球形检验, 当KMO值在0.6以下, 表明数据不适合做因子分析;在0.6~0.7之间, 则说明数据勉强可以进行因子分析, 在0.7~0.8之间, 可作因子分析, 在0.8~0.9之间为比较适合做因子分析, 而在0.9以上则非常适合作因子分析。

使用spss17.0对导游主动退出的影响因子量表进行分析得到, Bartlett值为2179.564, 显著性水平为0.000;KMO值为0.836>0.8, 适合做因子分析。

(2) 因子提取及命名。采用主成分分析法经过方差最大化旋转来对数据进行分析, 以因子负荷量不低于0.5为标准, 如果因子负荷量低于0.5则删除该题项。

用最大似然法提取特征值大于1的因子, 并结合碎石图进行判断, 最终选定4个因子, 他们的特征值分别为8.846, 2.361, 1.6000和1.313, 对总方差的累计解释程度为58.533%。根据各因子特征, 把4个因子分别命名为工作因子, 组织因子, 个人心理因子和宏观环境因子。

根据旋转后的因子载荷矩阵, 我们可以知道四个因子的组成部分, 工作因子分为4个:工作安全性, 工作压力或强度, 工作稳定性, 工作单调性;宏观环境因子分为6个:劳动力市场状况, 经济形势, 失业率, 社会认同度, 政府支持度, 国家导游管理条例及健全度;组织因子分为9个:薪资多少, 薪资结构, 薪资在各行业中的水平, 晋升制度, 公司培训, 企业文化, 公司前景, 领导风格, 组织公平;个人心理因子分为5个:职业兴趣, 职业生涯发展, 成就感, 亲友支持度, 工作生活匹配度。

4.差异性分析。根据以往的研究经验, 由于人口统计学变量差异, 会使得调查对象对其退出导游这一职业业的影响因子会有不同, 会表现出一定的差异。同时, 面对的不同工作经历也会使调查对象对其退出导游职业的影响因子及其重要程度也会有不同。尝试从人口统计学变量和导游工作经历两方面, 包括性别、年龄、受教育程度、家庭收入、工作年限和导游语种、导游证级别、以往服务的旅游单位类型、导游薪酬来源和导游工作时间等10个方面来探讨他们对研究变量各因子的影响。主要统计方法为独立样本T检验和单因子方差分析。

(1) 性别因子对导游员退出影响因子的差异分析。由于性别变量为二分类变量, 因此, 本文采用独立样本t检验来分析其在退出模型中的“工作因子”、“组织因子”、“宏观环境因子”和“个人心理因子”上的差异。“工作因子”、“宏观环境因子”、“个人心理因子”三个变量经Levene法的F值检验结果, 其显著性都大于0.05, 应接受原假设, 表示应将两组方差视为相等。因而T检验要看假设方差相等中的数值, 而P值在三个变量上都大于0.05, 没有达到显著性水平, 即统计上不认为已退出的导游性别在工作因子, 宏观环境因子和个人心理因子三个因子上有显著差异。而在组织因子方面, 男女导游对这一因子影响其退出该职业却显示出显著差异。

(2) 年龄因子对导游员退出影响因子的差异分析。按年龄划分调查对象, 可以将其分为初入职者 (24岁以下) 、职业成长者 (24到34岁以下) , 职业成熟者 (34到44岁以下) 和职业衰退者 (44岁以上) 。不同的年龄阶段对工作现状和行业发展会有着不同的考虑因子, 这是由其所属年龄阶段的社会环境、社会角色、收入状况等因子决定的。

数据分析表明, 已退出导游的年龄不同, 影响其退出该职业的因子中, 在“工作因子”和“个人心理因子”中, F值检验分别为2.085 (P=0.055>0.05) 、1.830 (P=0.093>0.05) , 未达到显著差异, 应接受原假设, 即统计上认为不同年龄层次的导游对于影响其退出该职业在工作因子和个人心理因子两方面不存在差异。而对组织因子和宏观环境因子感知上, 其F值分别为7.439 (P=0.026<0.05) 、5.736 (P=0.014<0.05) 达到显著水平, 应拒绝原假设, 即统计上认为不同年龄的导游对于退出该职业在组织因子和宏观环境因子两方面存在差异, 研究假设获得支持。至于是哪些配对组别间的差异达到显著, 需要进行事后比较才能得出结果。

研究选择雪费法 (Scheffe法) 、最小差异显著法 (LCD法, Least Significant Difference) 以及Tukey实在显著差异法 (HSD, Honestly Significant Difference) 三种方法进行事后分析。Scheffe法是各种事后比较方法中最严格、统计检验力最低的一种多重比较, 较为保守, 因而有时会呈现整体检验的F值达到显著但多重比较中又未发现有任何两组的平均数间有差异的情况, 这时我们改用HSD法, 以便和整体检验的F值相呼应。

进一步比较发现, 24岁以下的初入导游职业者在组织因子和宏观环境因子上的感知要显著小于其他年龄阶层。24岁到44岁以下两个年龄阶层的导游对组织因子的感知显著高于其他年龄层。44岁以上年龄的导游则更加关注宏观环境因子的影响, 其感知性显著高于其他年龄层。

(3) 文化程度对导游员退出影响因子的差异分析。数据分析表明:导游文化程度在宏观环境因子上有显著差异。进一步通过事后比较 (Post hoc检验) 发现, 本科及以上学历的导游对宏观环境因子感知最强, 职高、高中、大专的导游对宏观环境因子感知均值相近。文化程度在其他因变量上并无显著差异。

(4) 不同婚姻状况对导游员退出影响因子的差异分析。问卷中, 将调查者的婚姻状况分为未婚、已婚无小孩、已婚有小孩、离婚和再婚五种状况。根据调查对象结果显示, 未婚者占多数, 占总数的75.2%, 已婚者占24.8%。故研究最后采用独立样本T检验的方法, 将婚姻状况分为两类的员工来进行差异分析, 以比较婚姻状况在不同退出影响因子方面是否有显著性差异, 判断婚否对导游退出这一行业是否有影响。

“工作因子”、“宏观环境因子”、“组织因子”和“个人心理因子”四个因子经Levene法的FA值检验结果, 其显著性都大于0.05, 应接受原假设, 表示应将两组方差视为相等。因而T检验数据要看假设方差相等中的数值, 而P值在四个因子中都为0.000, 小于0.05, 达到了显著性水平, 故应拒绝原假设, 即统计上认为导游的婚姻状况在导游退出该职业的四个影响因子中存在差异。统计结果显示, 未婚导游的退出现象比已婚导游的退出现象要高很多。一般而言, 这是由于人结婚后, 对行业、社会和自我的认识逐渐加深, 对企业的归属感、认同感逐渐增强等因子影响的。

(5) 不同月均收入对导游员退出影响因子的差异分析。“工作因子”、“宏观环境因子”、“组织因子”和“个人心理因子”四因子的Levene统计量的F值分别为0.751 (P=0.367>0.05) 、1.443 (P=0.253>0.05) 、1.670 (P=0.130>0.05) 和1.338 (P=0.247>0.05) 都未达到0.05的显著水平, 均应拒绝原假设, 表示样本方差差异均未达显著, 即都没有违反方差同质性的假定, 可以进行下一步方差分析。

方差分析的结果:工作因子、宏观环境因子、组织因子和个人心理因子四因子整体检验的F值分别为7.513 (p=0.000<0.05) 、16.215 (p=0.000<0.05) 、10.154 (p=0.000<0.05) 和12.322 (p=0.000<0.05) , 都达到显著差异, 应拒绝原假设, 即统计上认为不同收入的导游对其退出该职业的影响因子重要性存在差异。

然后对“工作因子”、“宏观环境因子”、“组织因子”和“个人心理因子”这四个差异的变量进行事后检验。将调查者的月平均收入划分为2000元以下、2000~5000元以下和5000元及以上三个组别, 即低收入者, 中等收入者和高收入者, 并分别命名为A、B、C, 以作为分组标记。通过对四个因子的多重比较可以清楚地看到, 低收入者对退出该职业的影响因子重要性感知程度明显高于其他层次收入者。

(6) 不同级别的导游员差异分析。根据某省导游管理服务中心统计得知, 目前暂没有特级导游员。调查的157份问卷中, 初级导游112名, 中级导游38名, 高级导游7名。采用单因子方差分析方法对其进行同质性检验。“工作因子”、“组织因子”、“宏观环境因子”和“个人心理因子”四变量的Levene统计量的F值分别为0.190 (p=0.943>0.05) , 0.192 (p=0.943>0.05) , 0.479 (p=0.751>0.05) 都未达0.05的显著水平, 均应拒绝虚无假设, 表示样本方差差异均未达显著, 即都没有违反方差同质性的假定, 可以进行下一步方差分析。知悉:就“工作因子”和“组织因子”两个变量而言, 整体检验的F值分别为3.666 (P=0.003<0.05) , 4.501 (p=0.009<0.05) , 均达到显著差异, 应拒绝原假设, 即统计上认为不同级别的导游员在工作因子和组织因子两因子上存在差异, 而其他两因子上没有差异。

(7) 不同工作年限的导游员方差分析。对按工作年限划分的导游员, 采用单因子方差分析的方法进行差异性分析, 以比较不同工作年限的导游在退出因子方面是否有显著性差异, 判断工作年限对导游退出的影响。

导游员的退出影响因子在不同的工作年限上均存在显著性差异, 差异性水平均小于0.05。其中两年以下导游的满意度最低, 因为其对工作和其环境都不太熟悉, 带团的经验不丰富, 所以工作中遇到的问题都比较难以解决, 容易冲动作出退出该职业的决定。工作两年以后, 随着经验的积累, 处事能力得以大大提高, 退出的可能性也逐渐减少。

摘要：《导游员主动退出影响因子研究》将分为4篇文章刊出, 前两篇已在《经济师》2013年8、9期刊出。此为《导游员主动退出影响因子研究》结题报告之三, 报告此研究的实证分析:导游员主动退出影响因子的信度检验、描述性统计分析、导游主动退出因子分析、差异性分析。

关键词：导游员,退出,因子,差异,统计,分析

参考文献

[1] .柳中明 (导师:夏赞才) .导游人员主动退出问题研究.湖南师范大学硕士论文, 2011.10

[2] .吴义鹏 (导师:张丽华) .制造型企业职员工作倦怠解说及其前因变量研究.大连理工大学硕士论文, 2005.6

气象因子对工业生产影响的研究篇10

1.1 有利于印刷工业生产的气象因子

气象对印刷工业的影响,主要表现在纸和玻璃纸等,由于湿度的变化易引起的伸缩。这在印刷工业中,最常见又为最大的障碍。对印刷中的纸张干燥室、照片制板的原版制造室,要求温度在20℃左右,湿度在60-65%。否则,当湿度过大时,堆积的纸张周围就要呈波状,平板印刷时要出皱,纸张对墨水的浸透性,干燥及色调等都要降低。当湿度小时,由于纸张和机器的摩擦产生静电事故非常严重,使得纸张送出及纸张装置都要出现故障。并且纸张容易切断。

1.2 有利于金属工业生产的气象因子

影响金属工业生产的气象因子。主要是降水,湿度和尘埃。当降水较多,湿度较大时,矿石及焦炭含水量将会增大、必然要浪费燃料。特别是在制铝板时,往往由于周围空气湿度大,高炉内产生的氢气就多,又因熔解条件不好,产品就要有气泡生成。容易出现有蜂窝的次品。

在铸造时,当往炉内送风的空气中,含水量大时,就会影响铸铁的熔解条件、铸造性能及材料等,且铁水凝结时释放的瓦斯就越多。此时不仅安全受到威胁,而且还要影响铸造物内的密度,坚实性就要被破坏。为此,要求送风的空气中,绝对湿度界限值为6g/m3。特别是一年中的4月至11月份,由于降水较多,多数日子里空气中的含水量都要越过绝对湿度的临界值。因此,在送风时一定要控制空气中的含水量。

除湿度而外尘埃对金属工业影响亦是很大的。因为练钢炉和反射炉所用的氧气要液化大量的空气,并要经过蒸发、分离后才能制造出来。当大气中的尘埃多时,就会使空气中的尘埃堆积在精馏设备上,影响设备的性能。并且尘埃进入罐体氧气中,将会严重损害设备。

1.3 有利于机械工业生产的气象因子

机械的原料是金属,而金属的保管受气象条件的影响是非常严重的,尤其是与湿度和温度的关系更为密切。一般来说金属保存相对湿度在50%以下为宜。当相对湿度达到60-70%时,铁锈就要急剧增加。相对湿度每增加10%,金属生锈就要几倍乃至几十倍地增加。同时,湿度对生锈的影响,还要随着大气中的硫酸氨、硫酸气体、氯、炭等的增加而增加。

对精密仪器制造工业。如电子仪器、光学仪器、测定仪器、钟表等,温度和湿度及尘埃等影响就更为严重。在温、湿不同的情况下,制造出来的零件,在组装时,易产生差错。因此,生产各种零件的车间一定要保持同温、同湿。

1.4 有利于化纤工业生产的气象因子

当温度、湿度变化时,化纤工业原料的吸湿性、收缩度、强度等亦将随之而变化。为使原材料保持应有的性能,必须掌握有利的气象因子。一般来说,丝绸及棉织厂室内湿度为80%左右为益,有时需要达到90%。工厂内温度控制在20℃为最佳。绢底罗生产与温度和湿度的关系更为密切。因此,底罗生产的产量要随温度和湿度的变化而变化。当温度和湿度上升时,则其平均产量亦随之而增加。而当冬季季风发展及冷锋通过时,厂内的温度就要显著下降,此时断头增加,使一部分机器停止运转。而且,当温度和湿度下降时,机器停止运转的数目将要上升。

2 工厂灾害的气象因子分析

工厂灾害是很多的。主要有火灾、爆炸、工业中毒及职业病,工作中的事故,机械、设备的故障、老化等等。除此以外,气象条件往往也是造成灾害的因素或者是助长了发生灾害的程度。如与高温有关的自然起火;与低温有关的静电产生的火灾,与高温、高湿有关的操作过程中出现的伤害:与高温、高湿、大气污染有关的金属腐蚀和有机物腐烂以及由异常高、低温引起的工厂停产等等。为此,必须引起工厂有关方面的注意,以杜绝人为灾害的发生。

2.1 工厂火灾的气象因子

化工厂及其它工厂,经常出现赛璐璐、油布(纸)、橡胶等物在保存过程中自然起火而造成火灾事故。

注:A是能够自然分解的物质;B是能够自然氧化,且易引起火灾的化学物质;C是能够自然氧化,且易引起火灾的油类物质。

据统计有10%的火灾是自然起火而造成。纺织工厂有50%左右自然起火造成的火灾。自然起火,一般都在高温的夏季发生。见表1。

由表1可见.易发生自然起火的月份是7、8月。易起火的物质是赛璐璐,由赛璐璐造成的自然起火的次数和季节变化见图1。

通过实验得出,室温连续在35℃的第十七天将要发生自然起火。同时还出现,赛璐璐发生火灾前一天或当天的最高气温超过30℃者,占整个火灾的90%。最高气温在20℃以下者不易起火。

2.2 工厂爆炸的气象因子

导致工厂爆炸的气象因子有如下几方面:

2.2.1 湿度因子

在煤矿,当巷道内空气含瓦斯率在5-15%时,在1lit煤尘中含有35-80mg水汽时,就有爆炸的可能性。

2.2.2 气压因子

据统计死亡人数为50名以上的21次大爆炸中,有16次是伴随低压通过,气压急变。而后转北或西风,接着有高压通过,当寒冷干燥的空气进人巷道时就有爆炸的可能。