统计学路径分析范文
时间：2023-08-27 15:11:06
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篇1
Abstract： Hemodialysis is the important treatment to maintain the life of patients with kidney disease. It is mainly used in the maintenance of life of patients with advanced kidney disease. With the development of the times,people's quality of life has been improved,and the diet structure has changed,which makes the number of nephrotic patients continue to rise,so hemodialysis plays an increasingly important role in modern medical work. Most end-stage renal disease patients lack of effective cure methods,so they need to receive the treatment of long-term hemodialysis. In this process,the nursing of vascular access is particularly important. The nursing effect is of great significance to prevent the occurrence of infection and obstruction of access. In the process of hemodialysis,the establishment of vascular access is closely related to the patient's life safety and the effect of hemodialysis. This paper reviews the research progress on the nursing of vascular access in hemodialysis.
Keyword： Hemodialysis; Vascular access; Nursing; Research progress;
目前大多数终末期肾病患者将血液透析作为疾病的最主要治疗方法，这种治疗方法有效果明显、不良反应少等优势。而血管通路则是透析过程中将人体血液引出、过滤、送回的通路，在血液透析中发挥着至关重要的作用[1]。为了进一步提升血液透析血管通路护理的质量和效果，本文针对血液透析血管通路护理研究进展进行了综述。
血液透析血管通路的分类及护理路径
1 、血管通路的分类
依据性质的不同，血管通路有长期性和临时性两种。临时性血管通路包括经皮股、直接动脉穿刺以及动静脉留置针。长期性血管通路则主要由动脉外瘘、内瘘以及移植血管内瘘构成[2]。经过对血管通路应用情况的研究，临时性血管通路中以动静脉留置针最为常见，而动脉内瘘在长期性血管通路种类中具有安全性高和效果理想的优势[3]。
2 、血管通路的护理
2.1 、术前护理
通过分析影响患者血管通路的因素，将感染的发生和血栓的形成作为两组主要原因，所以，护理干预方法的提出以及成功建立血管通路，是影响血液透析效果的关键[4]。对于整个血液透析过程来说，依赖于血液透析的患者，常有较大的负面心理情绪，疾病及治疗的痛苦以及经济负担，都是降低患者治疗及护理依从性的因素[5]。有学者对98例血液透析患者进行研究发现，实施护理干预组的护理满意度是常规组的1.3倍，满意度接近98%，焦虑自评量表和抑郁自评量表的分值降低近10分，取得满意效果[6]。因此，在穿刺开展以前，应针对治疗过程以及治疗后可能发生的风险、治疗效果向患者明确告知，并及时发现和排解患者的负面情绪。以促进血管通路建立的成功[7]。
2.2 、穿刺护理
从血液透析患者建立血管通路的实际情况来看，穿刺效果对治疗和护理最终效果的影响较大。所以，护理人员要确保穿刺的稳、快、准，针头保持20°的倾斜角度，当穿刺成功后，立即固定针柄。如果穿刺失败，则选择另一个合适的位置重新进行穿刺[8]。根据患者情况的不同采取不同的护理方法，如一部分患者血管较细，则可使用罂粟碱扩张血管，然后实施穿刺。注意观察患者的血流情况，如果流量不足，则需调整穿刺针位置。如果有渗血情况发生，应使用无菌纱布压迫，后用棉签按压，按压的过程也要注重对力量的把控[9]。
2.3、 置管护理
应按照临床无菌操作的标准完成透析接管工作，接管完成后，使用肝素清洗导管，如果导管出现推注不畅的情况，应谨记不要强行推注，可以用一定量的尿激酶进行冲洗处理，以免出现栓塞问题。并且，每日消毒置管表层，更换纱布，过程中消毒工作可应用碘伏，对患者的伤口使用无菌敷料掩盖[10]。为了防止静脉导管因空气流入而发生栓塞，透析以后应使用夹子对静脉管端实施封夹处理，并拧紧肝素帽，以防止空气的进一步流入[11]。
2.4、 并发症护理
按照并发症种类，将血液透析患者并发症的发生分为感染、出血以及血栓等，具有不同的护理措施[12]。从血液透析血管通路临床护理工作的发展情况来看，感染是患者最常发生的并发症种类，感染一旦发生，患者有瘘管位置的灼烧感、发热和红肿现象，对这部分局部感染问题的护理措施，首先要求按照无菌操作标准完成各项术中操作，然后进行瘘口的有效清洁，尤其重视对瘘口与皮肤接触位置的清洁和护理，保持干燥是避免这一部位发生感染的前提条件[13]。一旦患者有感染发生，则可及时终止内瘘，替换血管通路，并应用抗生素治疗，避免患者感染问题的进一步恶化[14]。对于出血类并发症，发生时患者有穿刺部位渗血和皮肤红肿的问题，这种问题的发生对于患者的血液循环不利。护理工作中为了减少出血的发生，应避免重复穿刺以及过早穿刺[15]。并且，还要勤于检查瘘管，保持通畅，同时避免过度按压。针对血栓类并发症，可以将瘘管杂音和震颤的消失作为诊断依据[16]。对于这种问题，护理人员必须随时检查瘘管，增加患者的营养摄入，借助抗凝药物等手段降低患者血栓的形成概率[17,18,19]。
3 、结语
综上所述，对血液透析血管通路的护理非常重要，护理质量直接影响患者血液透析效果和身体健康，在实际的护理工作中，针对穿刺、置管和术前相关工作，落实好相应的护理措施，并根据患者可能发生的并发症，进行有针对性的护理，确保血液透析的正常进行。
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篇2
与小学相比，中学生与同伴共度的时间显著增加，同伴关系的重要性也随之上升。同伴关系在中学生的发展中具有成人无法替代的独特作用，其影响甚至超过了父母。同伴关系的好坏直接或者间接地影响着中学生的学习成绩。有研究表明，不受欢迎的儿童学习成绩普遍低于受欢迎的儿童，并且其缺勤率和中途辍学率也很高（杨光艳,陈清萍,2006）。同伴支持作为同伴关系的一种特殊形式对中学生的学习成绩有着极其重要的作用。这里的同伴支持主要是指中学中同龄人之间或者心理发展水平相当的个体之间在交往过程中建立和发展起来的一种支持关系。它以情感、信息和工具支持等直接或间接地对中学生的学习成绩产生作用。
一、中学生同伴支持的类型
根据同伴的类型以及提供支持的形式，可以将中学生同伴支持大致分为四类：自由支持、网络支持、同伴服务以及同伴雇佣。这些类型的同伴支持直接或者间接地影响着中学生的学习成绩。
1.自由支持
这类同伴支持主要表现在中学生的日常学习生活中，当面临困难时，个体主动地或不由自主地向同伴寻求帮助和支持，或者个体积极主动地向需要帮助的同伴提供援助。这种支持往往建立在友谊或同学友好关系的基础之上，更多的在于关注成长、自我需要和人格发展等，是出于自愿的，常常以一对一的自由支持形式表现出来。
2.网络支持
随着网络的普及，中学生常常通过网络方式，如电子邮件或信息交流平台等向同龄人传递信息，寻求或者提供支持，这类支持更多地表现为情感和信息支持。这种方式具有匿名性，这一点受到学生的欢迎，但这种方式不利于建立稳固的支持关系。
3.同伴服务
这类同伴支持是由具有相同的心理知识水平，并且面临共同问题的中学生组成的支持小组，如具有相同学习困难的个体聚在一起相互交流、相互支持。他们具有相同的话题，共同探讨，共同寻求发展。
4.同伴雇佣
在学校中，教师常常指定一部分学生充当其他学生的同伴，以帮助他们提高。如安排学习成绩好的或者相对较好的学生帮助学习成绩较差者以提高他们的成绩。这部分“被充当”同伴的学生往往具有较高的“地位”，并接受教师的指导和安排。这些学生被指定为同伴的角色，类似于雇佣充当同伴。
二、同伴支持直接影响中学生的学习成绩
直观上来看，中学生的学习成绩直接受到学生知识储备、学习技能和学习方法等的影响。同伴支持也主要是通过影响这三个方面来直接对中学生的学习成绩产生作用。在学习过程中，同伴之间相互关心，互相传递学习信息，交流学习经验，直接地给予学习上的支持和帮助。这种支持关系可能是自由形成的，也可能是教师指导安排的。
在众多的支持形式中，同伴辅导对学习成绩的直接作用最明显。这里的同伴辅导主要是指同伴之间开展的学习上的辅导。在学习过程中，同伴辅导作为同伴支持关系的一个系统，包含了学生互助学习和通过辅导来自我学习(topping,1996)。根据moust and schmidt(1994)的研究，同伴辅导中，同伴“辅导员”的作用超越了教师，他们比教师更好地理解学生的学习问题，因为他们具有相似的学习经历。同伴辅导可以使被辅导者的学习更加有效，同时也有利于自身的学习提高（jones,1995），因为同伴支持具有交互性，在给予他人支持的同时，个体也得到他人的支持而从中获益。同伴辅导通过同伴之间的学习经验交流、方法探讨以及技能培训等方式拓宽各自的学习方式和思维，使学生们更加系统地多角度地思考问题，提高问题解决的能力，从而更加深入地学习，提高学习成绩。
此外，同伴支持具有认知发展功能，良好的同伴支持可以使个体的“最近发展区”得到开发（周宗奎,2007）。中学生在同伴的支持和辅导下其学习水平将会大大地提高，这必然会使个体的学习成绩得以提升。
三、同伴支持通过调节作用间接对中学生学习成绩产生影响
中学生的学习成绩不仅受到智力因素的影响，同时也受到非智力因素的影响。同伴支持能够通过调节中学生的非智力因素，如自我效能感、自尊、学习动机、情绪等间接地对其学习成绩产生影响。
1.同伴支持通过自我效能感影响学习成绩
研究表明，同伴支持通过四个方面改变个体的自我效能感，即个体先前的成就表现、替代性经验、言语说服以及心理状态（cindy,2003）。中学生来自同伴的支持也是通过这四个方面对自我效能感发生作用：（1）中学生先前的成绩表现是自我效能感最有力的资源，而这些表现会受到同伴评价的影响，来自同伴的积极评价会增强个体的自我效能感。（2）在学习过程中，通过观察同伴的榜样行为来获得间接经验。当个体看到与自己水平相似的同伴在学习上取得成功时，就会增强自我效能感，认为自己也可以成功。（3）在中学生的学习过程中，同伴常常以建议和劝说来对个体加以引导，以在学习上取得进步，这种劝说通常由具有影响力（如学习成绩好）的同伴来实施。劝说的根据越可信，就越能影响个体的自我效能感。（4）在学习生活中，中学生的学习效能感会受到当时的心理情绪状态的影响，积极的心理状态会增强自我效能感，而消极的心理状态则会降低效能感。来自同伴的情感支持可以使个体保持良好的心理状态，减少个体的消极情绪，从而改变效能信念。
许多研究都已经表明，自我效能感与学习成绩之间的关系十分密切（coutinho s,2008; friedel et al,2007），且自我效能感对学习成绩有直接的影响作用(magogwe and oliver,2007)。培养良好的自我效能感有助于学习成绩的提高。同伴支持可以调节自我效能感，而自我效能感又与学习成绩有密切联系，因而同伴支持可以通过改变中学生的自我效能感来间接地对学习成绩产生作用。
2.同伴支持通过自尊影响学习成绩
中学阶段是个体自尊的快速发展阶段。自尊对中学生的发展有着极其重要的作用，它不仅影响其人格的发展，而且对其学习成绩也有重要作用。不少研究已经发现，学生的学业成绩与自尊之间存在着密切关系。shavelson和bolus（1982）的研究甚至证明了学生的自尊和学习成绩之间存在着因果决定关系。covington（1989）研究发现，自尊水平增强或者降低时，学业成绩会随之发生相应的变化，据此他认为自尊的改变会引起学业成绩的起伏。自尊除了直接影响中学生的学习成绩外，还可以通过影响学习倦怠、学习适应、学习动机等间接对学习成绩发生作用。
同伴关系的研究表明，同伴关系直接对青少年自尊产生重要影响（张丽华,2009），那些与同伴关系密切、同伴接受性高或对同伴关系较为满意的个体往往具有较高水平的自尊，良好的同伴关系有利于自尊的发展。社会支持的研究也指出，来自朋友的肯定和支持与青少年的学业自尊有较高的相关（刘春梅,邹泓,2007）。同伴支持建立在良好的同伴接纳的基础之上，由此我们可以推论，良好的同伴支持必然对中学生的自尊产生影响。另外，同伴支持环境可以给中学生带来安全感和归属感，而安全感和归属感作为自尊形成的要素必然对其产生重要的影响。中学生的自尊具有不稳定性，同伴支持可以调整个体的自尊水平，使其保持在一个稳定的状态。同伴支持正是通过调整中学生的自尊水平来对学习成绩产生影响。
3.同伴支持通过学习动机影响学习成绩
学习动机直接影响中学生的学习成绩，这已经是毋庸置疑的了。同伴支持除了直接影响学习成绩外，还可以通过学习动机间接影响学习成绩。社会支持的研究已经证明了这一点（石学云,2005）。
cindy（2003）指出，良好的同伴支持能够促进积极的个人动机。kathryn et al.（2010）的研究表明，在一些学校中同伴支持以积极的方式影响学生的学业动机。当学生感知到同伴向自己提供学业期望、帮助、建议和情感支持并为自己创造一个安全的学习环境时，更倾向于展示学习的积极方面。同伴支持对学习动机的影响主要表现为：
（1）学生的个人价值观是影响学习动机的重要因素。同伴之间相互交流对于学习成绩的价值观和期望将会对个体的价值观产生影响，同时也会影响个体的学习兴趣，从而影响学习动机。（2）同伴为发展个体的学业能力（竞争力）提供帮助。中学生同伴之间会经常相互澄清和解释关于教师的指导，如他们应该做什么以及他们应该如何做。同时，同伴也以榜样或相互比较的形式向个体传递信息，提高个体竞争力。（3）同伴支持环境为学生提供了一个安全的学习环境，在这样的环境中个体可以轻松、愉快地进行学习。良好的学习环境对学习动机的激发和培养具有重要的作用。另外，中学生具有较强的亲和内驱力，希望获得他人的关心、爱护和支持，希望在同伴中获得一定的地位，得到同伴的尊重。而良好的学习成绩是满足学生这一需要的最好方式。
4.同伴支持通过情绪影响学习成绩
积极而稳定的情绪对中学生的学习具有促进作用，可以使个体更好地适应学习，保持良好的学习状态，同时还可以激发和维持个体的学习动机，使个体更加专心于学习；而消极不稳定的情绪会使学生烦躁不安，思维混乱，注意力不集中，这将严重干扰学习。
同伴支持具有情绪功能。同伴关系对青少年情绪的发展非常重要，当个体进入青春期时，他们越来越依靠其同伴以获得情感支持，特别是在遇到麻烦或困惑时。而青少年的情绪极不稳定，常常受到消极情绪的影响。他们应对消极情绪的能力取决于他们能否与同伴建立起新型的支持关系。同伴的关心、爱护和鼓励可以帮助个体走出消极情绪的阴霾，且良好的同伴支持环境可以使个体长期保持良好的情绪状态。同伴支持可以通过其情绪功能间接对中学生的学习成绩产生影响。
四、中学生同伴支持的反向作用
通常意义上所说的同伴支持是指积极的同伴支持，它积极影响个体的行为结果。事实上同伴支持也存在消极的一面，对个体的发展具有一定的反向作用。
1.错误认知的误导
在中学生的学习过程中，尽管同伴之间相互支持和帮助，但不同的个体具有不同的认知和价值观念，而这些认知或观念不一定都是正确的。同伴的错误认知或观念可能会在学习过程中误导个体，尽管支持者并不是有意的。另外，也存在这样的支持群体，这种群体中的成员都持有错误的观念和认知，但他们共同以一种错误的认知来相互支持和引导对方，进而将整个群体成员引入歧途。如群体中成员都认为学习成绩无用，并且相互认同这种观点，就很可能导致整个群体出现厌学状态。因而在学习生活中，教师应该充分发挥其指导作用，树立学生正确的认知观念，并且尽量使支持双方在认知和行为上做到匹配，从而使学生在同伴支持过程中以正确的方式相互引导和支持。
篇3
中图分类号：B844.4 文献标识码：A 文章编号：1000-6729(2008)002-0126-03
The Index of Well- being and Its Influential Factors of the Elderly in Depressed Area
ZHANG Jing-Ping, YE Man， ZHU Shi-Lin
Nursing School of Central South University, Changsha 410013
【Abstract】Objective: To explore the index of well－being and its influential factors of the elderly in poor area. Methods:A total of 360 elderly in poor area of Hunan was sampled, Logistic multiple linear regression, path analysis was used to analyze the dates which were investigated by the two questionnaires including Index of Well-being.Results:The mean index of well-being of these 360 elderly is 9.9±2.8; After being proved having influence on the index of well-being according to group t-test or one-way ANOVA, education (β=0.870), income (β=0.402), interests (β=0.833), and social support (β=0.774) were targets that entered into the regression analysis equation( χ2=40.277,P=0.000). Pathway analysis showed direct influences of income (β=0.262) and interests (β=0.099) on the index of well-being, while age, education and sex had indirect influences on it.Conclusion: In poor area of Hunan province, income is the direct influencing factor for well-being of the elderly, which manifest as interest.
【Key words】 elderly, subjective well-being; psychosocial factors, pathway analysis; cross-sectional study
幸福感是人们以社会经济、文化背景和价值取向为基础，对自己的身体状况、心理功能、社会能力以及个人综合状态的一种感觉体验［1］。老年人幸福感是其对健康、生活状况乃至生存质量的自我评价和期望，在客观健康水平不断提高和主观健康观念更新的背景下，老年人幸福感是反映老年人生存质量的一个重要指标［2］。本文对贫困地区老年人的幸福感指数及其影响因素进行了探讨。
1 对象与方法
1.1 对象 根据最新国家级贫困县名单［3］，在湖南省的20个国家级贫困县中随机抽取古丈县，在该县随机抽取九龙村、志民村年龄在60岁以上的老年人，排除明确的精神疾病患者后进行调查。共发放问卷504份，收回有效问卷360份，有效率71.4%。2005年9-11月,由经过专门培训的人员进行调查,向老年人介绍调查目的,征得同意后同时发放两份问卷，当场收回,老年人根据指导语独立完成问卷。受教育程度低者由调查人员协助完成。360位老年人，年龄60-90岁，平均年龄为67.5±6.9岁；男性207例（57.5%），女性153例（42.5%）；高中文化及以上者6例（1.7%）,初中12 例（3.3%）,高小20例（5.6%），小学162 例（45.0%）,文盲160例（44.4%）；无配偶(包括丧偶、离婚、单身) 140例（38.9%）,有配偶(包括在婚、再婚)220 例（61.1%）；与他人居住在一起者332人（92.2%），独居者28人（7.8%）。
1.2工具
1.2.1自编老年人一般资料调查表 调查老年人的年龄、性别、收入、受教育程度、主要照顾者、健康问题、用药、吸烟史、饮酒史、过敏史、社会支持、紧急支持等。
1.2.2 幸福感指数量表（Index of well-being）［4］由Campbell et al编制，测试受试者目前所体验到的幸福程度，包括总体情感指数量表和生活满意度问卷两部分，前者由8个情感条目组成，后者由1个满意度条目组成，由十分不满意到十分满意按1-7级评分，计算总分时，将总体情感指数量表平均得分和生活满意度量表得分（权重1.1）相加，其范围在2.1（最不幸福）和14.7（最幸福）之间,该量表总体情感指数与生活满意度的一致性为0.55，在我国使用的重测信度为0.849。
1.3 统计方法 进行t检验、方差分析、Logistic分析及路径分析。
2 结果
2.1平均幸福感指数 360位老年人平均幸福感指数为9.9±2.8，最高14.7，最低2.1。
2.2幸福感指数及其影响因素
2.2.1影响因素分析
2.2.1.1两分类变量的分析 对两分类变量进行独立两样本t检验，只有是否有兴趣爱好经检验具有统计学意义（t=2.87,P=0.008），其中无兴趣爱好者320人，平均幸福感指数9.8±2.7，有兴趣爱好者40人，平均幸福感指数11.0±3.0。其他因素如：性别、是否过敏、是否吸烟、是否饮酒、是否用药、是否独居对平均幸福感指数的影响无统计学意义。
2.2.1.2多分类变量的分析 对多分类变量进行方差分析，表1显示不同年龄、受教育程度、经济收入、社会支持、紧急支持老年人的平均幸福感指数的差异均有统计学意义，不同的照顾方式、疾病婚姻状况老年人的平均幸福感指数差异无统计学意义。
2.2.2 Logistic回归分析 对因变量重新编码，将幸福感指数小于7.6 (均数减一个标准差)编码为“0”（不幸福），将幸福感指数大于12.7(均数加一个标准差)编码为“1”(幸福)，进行Logistic回归分析，进入回归方程的变量是“X1受教育程度”、“X2经济收入”、“X3兴趣爱好”、“X4社会支持”；Chi-Square检验，x2=40.277,P=0.000；logistic回归方程有统计学意义，方程为：logisticP=-4.967+0.870X1+0.402X2+0.833X3+0.774X4。四个自变量能解释因变量的37.0%,其他因素可解释63.0%,方程判断“不幸福”的正确率为82.8%,判断“幸福”的正确率为62.1%。
2.2.3 路径分析
采用路径分析研究各个变量的因果关系，结果见图1。图1显示直接影响幸福感指数的指标为经济收入(β=0.262)和兴趣爱好(β=0.099)，年龄(β=-0.108)、受教育程度(β=0.316)、性别(β=-0.121)直接影响经济收入从而间接影响幸福感指数,受教育程度(β=0.187)直接影响兴趣爱好从而间接影响幸福感指数，年龄(β=-0.150)及性别(β=-0.367)与受教育程度也有一定的关系。
3讨论
本研究显示360位贫困地区老年人平均幸福感指数为9.9±2.8，高于我国姚春生于1995年对90名老年人的测试平均分5.1±2.0［4］，这一方面与贫困地区老年人受到国家的关注，经济上有了一定的改善有关，另一方面可能与其对幸福的期望值较低有关。
本研究显示经济收入是影响老年人幸福度评价的最直接最重要的因素，随着经济收入的增加，老年人的幸福感指数增加，幸福度随之增加，结果与以往研究一致［5-10］。经济收入是老年人口生活质量最根本的保障［11］，对于贫困地区老年人，经济收入对他们的影响更大，只有吃、穿、住、行得到应有的满足，老年人才能感到生活的美满幸福。兴趣爱好是直接影响幸福感指数的另一因素，有兴趣爱好，常参加娱乐活动的老年人比无兴趣爱好的老年人更幸福，提示兴趣的广泛性对提高正性情感因子和降低负性情感因子有独立作用［7］，适当参加娱乐活动一方面可强身健体，另一方面则可以愉悦精神。以往研究［6，7，12-15］显示受教育程度的提高可以提升老年人的主观幸福感，本研究通过方差分析以及Logistic回归分析也显示受教育程度越高，老年人的幸福感指数也越高，同时路径分析说明受教育程度是通过正性影响老年人的经济收入和兴趣爱好而间接影响幸福感指数。年龄通过负性影响老年人的受教育程度和经济收入而间接影响幸福感指数；同时年龄越大的老年人疾病发生率高，生活自理能力下降也会降低老年人的生活满意度。方差分析显示不同的社会支持和紧急支持的老年人幸福感指数有差异，其中社会支持和紧急支持来源于老伴者最幸福，间接说明了婚姻状况影响总体幸福感，有配偶的老年人幸福感水平高于无配偶的老年人，与以往研究结果一致［14，16-17］。具有良好的社会支持的个体会有比较高的主观幸福感，比较高的生活满意度、积极情感和较低的消极情感［8］。由于社会支持与紧急支持有很大的关联性，Logistic回归方程只有社会支持列入其中。方差分析没有发现老年人幸福感指数在性别上有差异，与唐丹等［14，18］的研究结果一致，但是路径分析显示性别可负性影响受教育程度和经济收入而间接影响幸福感指数，不同的统计学方法可能会得出不同的结论，哪种方法更准确有待进一步探讨。
身体健康是影响幸福感的十分重要的因素，但本研究并没有得出身体健康的老年人更幸福的结论，这可能与本研究的老年人多数能生活自理，即使得了疾病也不是很严重及老年人倾向于少报告躯体症状［19］而导致资料的不准确有关。另外，本研究没有发现独居对老年人幸福感指数有影响，可能与本研究的样本中独居老年人比率较少有一定的关系。
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17 张丽辫,王伟,饶文军,等.天津市l78名老年人幸福度与社会心理因素调查.老年学杂志，1991，11(3)：140-l4l.
篇4
中图分类号： 文献标识码；A 文章编号：1000-6729(2008)012-0908-05
生命质量又称生存质量、生活质量，是一个多维概念，包括身体机能、心理功能、社会功能，能全面反映人体的健康状况［1］。2005年全国1%人口抽样调查数据显示，我国60岁及以上的人口为14408万，占总人口的11.03%(其中65岁及以上的人口为10045万人，占总人口的7.69%)，以上比例按国际标准衡量(60岁及以上人口占总人口的10%，65岁及以上占7%)［2］，均已进入了老龄化社会。以往对于老年人生命质量的研究在单因素和回归分析基础上显示［3-5］：年龄、受教育程度、婚姻状况、慢性病、生活满意度、心理状况、生活功能状况，家庭和睦、经济收入和认知功能等能影响该群体生命质量。在实际分析中，由于各影响因素在一组关系中为自变量，同时也可能是另一组关系的因变量，只涉及一个变量的多元线性回归分析就无力解决。路径分析是多变量线性回归分析的拓展，不要求变量间相互独立，适合分析含有间接影响关系的多变量依存性问题。路径图中每一条路径都可以表示成一个回归方程，这样一个路径图实际表示一组回归方程，从而包含了全部的因果结构。本研究采用路径分析的方法揭示各因素之间的相互关系和层次逻辑关系。
1 对象与方法
1.1 对象
计算样本含量的目的就是在保证达到研究目的的前提下，确定最少的样本含量。根据一般多元分析的经验以及测评目的确定，Kendall认为作为一个一般的工作原则，样本量可取变量的5~10倍。本研究涉及的影响因素条目有50个左右，因此确定本研究的样本量为500。
首先采取分层随机抽样的方式在山东省内抽取了东、中、西部的烟台、青岛、潍坊、济南、临沂和聊城六个地级市，然后在六市内选取两个县，每个县选取了两个行政村作为样本点，采用便利抽样的方法选取村内常住人口中60岁以上、无严重精神问题及听力障碍的老年人作为调查对象。共发放问卷480份，收回有效问卷451份，有效回收率93.96%。其中男性231人，女性220人；年龄60～92岁（平均70±8岁），60岁以上201人，70岁以上182人，80岁以上68人；受教育程度：从未上过学238人，小学165人，中学及以上48人；目前从事的工作：务农128人，经营、务工40人，家务36人，不工作247人；婚姻状况：在婚322人，单身129人。
1.2 工具
1.2.1简明健康状况量表（36-item Short Form Health Survey，SF-36）［6］ 共36个条目，包括1个健康变化条目（不计分）和8个维度。其中生理功能、生理职能、躯体疼痛和总体健康4个维度构成生理健康领域；活力、社会功能、情感职能和精神健康4个维度构成心理健康领域。采用李克累加法, 按最后题值计算原始分数, 再按标准公式计算转换分数，转换分数=［(原始分数-最低可能分数)/可能分数范围］×100，得出生命质量的标准分，评分越高生命质量状况越好。
1.2.2 日常生活能力量表（activity of daily living scale, ADL）［7］共14个项目，14项得分即为日常生活指数。4级评分，各项均为1分或总分低于16分者为功能正常；总分大于16分为功能下降；有2项或2项以上≥3，或总分≥22分为功能有明显障碍。
1.2.3 生活满意度指数B（Life Satisfaction Index B，LSIB）［8］ 包括12个条目，除第一个条目外每个条目3级评分，得分范围从0（满意度最低）到23（满意度最高）。得分＜14分为不满意，14～19分为一般，≥19分为满意。
1.2.4 自编影响因素问卷 包括一般人口学特征（性别、年龄、受教育程度、现在从事的工作以及婚姻状况）、居住环境、经济状况、健康状况和健康知识情况、家庭关系和社会关系、行为生活方式、心理状况。
2007年8月-10月，由经过培训的调查员入户调查，在征得老年人同意后发放问卷，受教育程度高的老年人根据指导语独立完成问卷；受教育程度较低，尤其是文盲的老年人，由调查员读题，并将书面语言翻译成口头语言，然后做出自评。问卷当场收回。
1.3 统计方法
进行t检验、方差分析，采用SPSS的外挂软件AMOS 5.0进行路径分析［9］。
2 结果
2.1不同情况的农村老年人生命质量评分比较
451名老年人生命质量分为78.5±15.4。t检验及方差分析发现：不同性别、年龄、收入、慢性病、家庭关系、日常生活能力、生活满意度的农村老年人，其生命质量得分差异有统计学意义(P＜0.05)。随着增龄生命质量得分降低，家庭收入越高、家庭关系越和睦、日常生活能力越好、生活满意度越高其生命质量评分越高（见表1）。
2.2 路径分析结果
2.2.1农村老年人生命质量影响因素路径图
通过单因素分析，确定进行路径分析的变量为性别、年龄、收入、慢性病患病情况、家庭关系、日常生活能力、生活满意度和生命质量，根据变量间相关矩阵并结合专业知识绘制初始路径图，见图1。利用路径分析软件AMOS 5.0进行模型的估计和修改（拟合结果显示添加家庭关系日常生活能力、慢性病日常生活能力、慢性病生活满意度3个因果关系），得到农村老年人生命质量影响因素路径图，见图2。图2显示，日常生活能力和生活满意度直接影响其生命质量，路径系数分别为0.283和0.252，慢性病和家庭关系既有直接影响作用，路径系数分别为-0.238和0.139，还通过日常生活能力和生活满意度产生间接作用，作用大小为-0.090和0.105。年龄和性别通过影响日常生活能力产生间接作用，作用大小为-0.120和-0.038。
路径分析模型评价结果为：χ2=16.242, P=0.132,即不拒绝原模型；拟合优度检验指数(GFI)=0.989，矫正自由度后的拟合优度检验指数(AGFI)=0.967，均>0.90，表明模型拟合较好；残差的均方根(RMR)=0.39；近似误差的均方根(RMSEA)=0.032。路径图拟合较理想。
2.2.2农村老年人生命质量影响因素效应分解表
路径分析除了绘制路径图，直观地反映各因素的相互作用，另一目的便是分解路径系数，从而得到原因变量对结果变量的总效应和间接效应，定量地反映影响作用的大小。直接影响为路径系数，各因素之间的间接影响等于相应路径系数之积,直接影响与间接影响的和为总体影响,效应分解见表2。
由表2可知，影响农村老年人生命质量的因素既有直接因素也有间接因素，两者共同产生作用。在α=0.01的水准下进行回归检验，除收入情况外其他6个因素的效应有统计学意义。按影响作用从大到小排列为日常生活能力(路径系数0.363)、慢性病患病情况(0.328)、生活满意度(0.252)、家庭关系(0.244)、年龄(0.12)和性别(0.038)；其中慢性病、年龄和性别为负向作用，即患慢性病、高龄和女性生命质量较不患病、低龄和男性差。
3讨论
本研究结果显示，影响山东省农村老年人生命质量的因素是多方面的，其中单因素分析结果表明性别、年龄、收入、家庭关系、慢性病患病情况、日常生活能力和生活满意度作用较明显，这些因素相互影响、相互作用，共同影响农村老年人生命质量，与以往研究结果相一致［3-5］。
路径分析结果显示，日常生活能力和生活满意度是影响农村老年人的生命质量最直接、最重要的因素。日常生活能力能够全面反映农村老年人独立生活的能力，日常生活能力下降或发生障碍，影响老年人生理健康、进而影响其心理和社会交往等多方面内容。本研究显示日常生活能力(ADL)能直接影响农村老年人的生命质量，与田庆丰［10］对于农村老年人功能健康的研究结果一致。从而提示预防和医疗服务部门在预防和治疗两个方面关注慢性病患者和日常生活能力障碍的老年人；社区卫生服务部门发挥其在老年保健方面的优势，努力改善老年人的日常生活能力。生活满意度是指个人生理、心理和社会的良好状态及幸福感、满足感，本文分析结果显示生活满意度是直接影响山东省农村老年人生命质量的另一因素，这与李栋［3］对于济南部分区县农村老年人研究结果相一致。提示社会、家庭和老年人自身都应当重视该群体的生活满意度状况。
在本研究中，慢性病患病情况和家庭关系是影响农村老年人生命质量的重要间接因素，两因素均通过影响日常生活能力和生活满意度产生影响作用。张秀军［11］ 在对安徽省农村老年人的研究中发现：慢性病是导致日常生活能力降低的重要原因，从而影响其生命质量。本研究也表明患慢性病的老年人的总体健康状况随着病情的加重、病种的增多逐渐变差, 随后导致老年人心理状况变差, 参加社会集体活动机会变少，生活满意度下降, 最终导致其生命质量下降。另外，中国传统对“家庭”很重视，和谐的家庭关系是农村老年人精神和心理的需要，也是农村老年人得到照料和关爱的良好基础，因此家庭关系和睦与否能够影响老年人生命质量，这与宋璐等的研究结果相一致［12］。提示老年卫生相关部门继续开展针对农村居民的医疗保健服务，在预防和治疗两个方面关注患慢性病的老年人，具体可以采取定期开展体检，建立居民健康档案，进行健康知识的宣传讲座等。同时在农村倡导文明的家庭风尚，构建和谐的家庭关系。
本研究同时还发现年龄和性别对农村老年人生命质量有间接影响。高龄、女性老年人生命质量较低龄、男性老年人差。农村老年人随着年龄的增长，带来了身体各项机能下降以及社会角色转变等问题，老年人自身应当抱有积极乐观的认识，对老年生活提前有所认识并且适应转变。女性老年人由于自身的特点，相比男性老年人容易产生心理问题［13］，因此女性老年人应及时进行心理问题的排解。 另外，路径图中E4表明本次探讨的7个影响因素可以解释农村老年人生命质量的22%，这一结果说明：(1)该群体生命质量的影响因素是复杂的，有待于进一步研究；(2)本研究采用经典的路径分析，没有考虑指标变量的测量误差；(3)影响因素问卷设计中关于精神心理状况的有效指标较少，没有纳入进行路径分析的合适指标。所以，在今后的研究中，问卷设计指标要全面有效，同时在统计分析中可以首先进行因子分析提取潜在因子，而后进行含有潜变量的路径分析。
参考文献
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［11］张秀军,孙业衡,倪进发.安徽省部分地区农村老年人日常生活能力依赖现状及与慢性病关系［J］.中华流行病学杂志,2006,27(12):1096-1097.
篇5
doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.02.014
中图分类号：C913.5，R749.91 文献标识码：A 文章编号：1000-6729(2009)002-0138-05
生存质量又称生命质量、生活质量（Quality of Life，QOL），是指个体生理、心理、社会功能以及物质生活条件各方面的客观状态和主观感受［1-2］。大学生是网络使用的高频率人群，也是网络成瘾（亦称网络过度使用）的高发人群之一［3-4］。国内外研究表明，网络过度使用对大学生的身心健康有严重的影响［3-5］，但很少有研究评估网络过度使用大学生的生存质量状况。研究还表明，人格特征对大学生过度使用网络存在影响［4,6-7］，但人格特征、网络使用程度与生存质量之间的关系尚不清楚。本研究采用路径分析探讨不同网络使用程度大学生人格特征与生存质量的关系，为改善和提高大学生的生存质量提供依据。
1 对象与方法
1.1对象
2006年11月方便选取湖南省长沙市某综合性大学。该大学共有在校本科生近20000人，覆盖理科、工科和文科57个专业4个年级。其中理科学生7500人，工科学生9000人，文科学生3500人。一年级学生约5500人，二、三年级学生各5000人左右，四年级学生约4500人。采用分层整群抽样方法，先按专业（理科、工科和文科）分层，然后按年级(一、二、三、四年级)分层，用随机数字表法从每一层抽取3~4个班（要求每一层学生人数在100人左右）。共计抽样32个班1350人，其中44人因问卷缺省条目超过5%，予以剔除，最终获得有效问卷1306份。受试学生平均年龄为(19.5±2.1)岁，男女生比例分别为56.3%和43.7%。
1.2工具
1.2.1 一般情况调查表
该表包括①社会人口学指标（年龄，性别，是否独生子女，生源地，所在年级，所学专业）；②家庭情况（父母亲年龄，职业，受教育程度，家庭人均月收入）；③人际关系（对父母亲关系的评价，与同学、老师相处情况，对学校生活的适应情况，对所学专业的满意度）；④网络使用情况［上网时间，上网的目的，每月上网费用(元)，对网络使用的态度］。
1.2.2 网络成瘾诊断量表 (Internet Addiction Test,IAT)［8］
该量表为自评量表，由20个条目组成，每个条目有5种选择，赋值1~5分，总分为100分。根据总分判定测试者是否网络成瘾及其程度，总分49分及以下为正常使用网络，50~79分判定为网络成瘾倾向，80~100分判定为网络成瘾。该量表目前国内使用较多，未见信度、效度指标报告。本研究中，该量表的内部一致性系数α达到0.9234，各条目间的相关系数在0.35~0.87之间，均有统计学意义。
1.2.3 艾森克人格问卷(Eysenck Personality Questionnaire, EPQ)(成人版)［9］
该问卷共有85个条目，包括四个分量表三个维度：P量表测量精神质维度、E量表测量内外倾维度、N量表测量神经质维度、L量表测量受试者的“掩饰”倾向和纯朴性。每个条目分“是”与“否”两种选择，其中一部分条目答“是”记“1”分，答“否”记“0”分，另一部分条目记分方式则相反，分别统计各分量表原始总分，再将各分量表原始总分换算成标准分。经验证该量表的信度和效度较好，各分量表间隔 1个月重测，其相关系数为0.83~0.90，内部一致性系数为0.68~0.81［9］。
1.2.4世界卫生组织生存质量量表简表中文版（World Health Organization Quality of Life Brief Scale，WHOQOL-BREF）［10］该量表由26个条目组成，包括总的生存质量和总的健康状况（共2个条目）及生理领域、心理领域、社会关系领域、环境领域4个维度（共24个条目），每个条目分别按1~5级计分，得分越高，说明生存质量越好。该量表已被证实具有较好的信度和效度［10］。考虑到量表的第21条“您对自己的性生活满意吗？”不适合大学生，胡国清等［11］采用相同量表对高中生调查时将该条目改为“您对自己青春期的变化适应吗？”，考虑到大学生与高中生具有相似之处，本次调查也将该条目作相同替换处理。
将被调查的学生集中在教室，由经过培训的调查人员讲解问卷的正确填写方法后，要求学生在30~40分钟时间内独立完成，所有问卷填写后当场收回。在调查结束后第14天随机抽取1 个班的学生（共30人）进行重复测量，将两次调查结果进行一致性分析。
1.3统计方法
经调查人员核实评分后，用Epi Data3.0建立数据库，采用双录入检错。采用SPSS13.0软件进行描述性分析和方差分析（F检验），对方差分析有统计学差异者再用最小极差法（LSD）作两两比较。另外，采用结构方程模型分析软件Amos (Analysis of Moment Structures)7.0作路径分析。
2结果
2.1大学生网络成瘾情况
网络成瘾诊断量表评分结果显示，1306名大学生中有1129名大学生属于正常使用网络（占86.45%），有169人属于网络成瘾倾向（占12.94%），有8人属于网络成瘾（占0.61%）。
2.2 不同网络使用程度大学生艾森克人格问卷、生存质量量表评分比较
方差分析结果显示，三组学生的神经质、精神质和掩饰维度得分差异有统计学意义。进一步两两比较显示，正常网络使用组学生的神经质、精神质维度得分低于网络成瘾倾向组和网络成瘾组学生，而掩饰维度得分高于网络成瘾倾向组和网络成瘾组学生；三组学生在生存质量的生理、心理和社会关系领域得分差异有统计学意义；经两两比较，正常使用网络组学生生理、心理和社会关系领域得分均高于网络成瘾倾向组和网络成瘾组学生（见表1）。
2.3 人格特征对网络使用大学生生存质量影响的路径分析
该分析以艾森克人格问卷的内外倾、神经质、精神质、掩饰性得分为外生显变量，以网络成瘾诊断量表总分、生存质量量表的生理、心理、社会关系和环境领域得分为内生显变量，建立路径分析模型。模型通过最大似然法(Maximum Likelihood Estimates, ML)不断拟合，最终得到拟合较好的路径分析修正模型［ χ2=5.595，df=6，P=0.428；GFI(拟合优度指数)=0.993，AGFI(调整拟合优度指数)=0.982；RMSEA(近似误差均方根)=0.035］（图1）。内外倾对生存质量的4 个领域均有直接正向效应，神经质、精神质对生存质量的4 个领域均有直接负向效应，神经质、精神质对网络成瘾分有直接正向效应，掩饰性对网络成瘾分有直接负向效应，神经质、精神质、掩饰性还可通过影响网络成瘾分间接影响生存质量的3个领域（环境领域除外）；网络成瘾分对生存质量的3个领域（环境领域除外）有直接负向效应。
艾森克人格问卷 4个分量表得分高低对网络成瘾分及生存质量4 个领域的影响效应大小(包括总效应、直接效应和间接效应)见表2 。
3 讨论
本研究结果表明，大学生网络成瘾倾向及网络成瘾的比率为13.55%。曾瑾等［12］采用相同量表报告成都市大学生网络成瘾比率(网络成瘾倾向+网络成瘾)为5.8%，中学生网络成瘾比率(网络成瘾倾向+网络成瘾)为20.3%，提示大学生网络成瘾率存在时间、地点、人群差异。本研究单因素分析显示，网络成瘾倾向大学生与网络成瘾大学生生存质量的3个领域(环境领域除外)得分均低于正常使用网络大学生，提示网络成瘾倾向大学生及网络成瘾大学生有较低的生存质量，与Ferraro 等［13］的研究基本一致。网络成瘾倾向大学生及网络成瘾大学生有较低的掩饰性得分以及较高的神经质得分和精神质得分，与金宇等［14］、CAO等［15］对青少年的研究结论基本一致，国外学者的研究［6-7］也支持这一结论。提示网络成瘾倾向大学生及网络成瘾大学生在人格特征方面与正常使用网络大学生存在差异。
根据艾森克人格理论，神经质维度得分高的人容易焦虑、担忧, 常郁郁不乐, 忧心忡忡, 有强烈的情绪反应；精神质维度得分高的人具有性格孤僻, 对他人漠不关心, 不近人情, 与人不友好的特点, 具备这些人格特征基础的人群正性情感体验都较低,容易在虚幻的世界中寻求自我，因而也易于沉溺于网络之中［16-17］。 Kim 等［6］研究沉溺于在线网络游戏青年的人格特征，表明具有攻击和自恋性人格特征及自我控制力低的青年容易沉溺于在线网络游戏。Neimz 等［18］的研究表明，沉溺于互联网的学生容易出现社会、人际关系方面的问题，具有较低的自尊和较强的社交性去抑制（sociallydisinhabited）。张翠红等［4］用SCL-90量表比较正常使用网络大学生与网络成瘾大学生的心理健康状况，也显示网络成瘾倾向大学生有较多的心理问题。可见，神经质、精神质维度分高的学生有较低的生存质量，也易于沉溺于网络，进一步降低其生存质量。研究还显示，内外倾维度分高的学生有较高的生存质量，可能与内外倾分高的人具有外向性格、爱交际、朋友多的特点，能获得较多的社会支持并有较多的正性情感体验有关［19］。
本研究通过横断面研究发现人格特征对网络使用程度不同大学生的生存质量可能具有直接和间接的影响。但为了建立人格特征与网络使用程度不同大学生生存质量之间的因果关系，需要进一步采用队列研究方法，同时将其他可能相关的因素如个人因素（性别、年龄、学习成绩）、家庭情况（经济状况、教养方式）、学校因素（人文环境）等结合起来进行研究。
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篇6
【关键词】 颈动脉粥样硬化;路径分析;中医证候
【Abstract】 Objective To analyze the traditional Chinese medicine (TCM) syndromes of carotid arteriosclerosis (CA)， by the way of path analysis. Methods 237 CA patients were researched， and their symptoms， tongues and pulses were recorded. Then path analysis way was used to analyze these patients’ TCM syndromes. Results Marrow deficiency was induced by phlegm stasis and blood stasis; qi deficiency was induced by marrow deficiency， phlegm stasis and blood stasis; phlegm stasis was induced by qi deficiency， blood stasis and qi stasis; blood stasis was induced by qi deficiency， phlegm stasis and qi stasis; qi stasis was induced by phlegm stasis and blood stasis. Conclusions In CA TCM syndromes， deficiency and hurt are two important factors. These two factors could influence each other， and show different syndromes. And the way of path analysis could help analyze the CA patients’ TCM syndromes.
【Key words】 Carotid arteriosclerosis; Path analysis; TCM syndrome
目前认为颈动脉硬化的发生是由于致伤因素和血管反应之间复杂的相互作用的结果。颅外颈动脉作为脑血管的上游血管，通过血栓栓塞或血流动力学末梢低灌注导致缺血缺氧从而诱发急性脑血管病，是引起脑梗死的重要危险因素〔1〕。由于颈动脉位置表浅，而彩色多普勒超声作为一种无创检查手段，能准确的诊断颈动脉硬化斑块的形成以及颈动脉的情况，因此为深入探讨颈动脉粥样硬化中医证候规律，本研究应用路径分析的方法，对经超声诊断为颈动脉硬化患者的中医证候之间相互转化的规律进行初步定量分析，为指导临床治疗提供依据。
1 对象与方法
1.1 对象 2005年9月至2007年10月在首都医科大学宣武医院收集397例颈动脉粥样硬化患者。其中，男211例，年龄48～79〔平均(60.70±11.34)〕岁;女186例，年龄45～77〔平均(62.04±10.28)〕岁。患者有头晕、失眠、记忆力下降症状及周围血管硬化体征。吸烟82例，原发性高血压59例，2型糖尿病74例，心电图提示陈旧性心肌梗死33例，心律失常5例。全部患者近2 w均无感染性疾病，不伴免疫性疾病或恶性肿瘤，无严重的心、肝、肾疾病，CT 或MRI检查除外无症状性脑梗死，不伴短暂性脑缺血发作(TIA)。
1.2 诊断标准 飞利浦IU22型彩色多普勒对颈内外动脉分叉处及其上、下1.0～1.5 cm的范围内进行检测。将颈动脉内膜中层厚度(IMT)的检测结果作为颈动脉粥样硬化的判定标准。以1.0 mm≤IMT
1.3 调查方法 参照国家中医药管理局制定的《中医病证诊断疗效标准》〔2〕、《中医临床诊疗术语——证候部分》〔3〕和高等医药院校《中医诊断学》〔4〕第5版相关内容及本文前期研究结果〔5〕，制定中医四诊调查表，由2位副主任医师职称以上的医师根据诊断标准分别对患者的中医辨证进行独立诊断，将颈动脉粥样硬化分别辨证为精髓亏虚证、痰浊内阻证、血瘀证、气滞证和气虚证。剔除兼夹证和辨证不统一的情况。调查完毕后，数据纳入在线调查数据库。
1.4 统计学分析 使用SAS8.0软件进行路径分析。
2 结 果
根据中医病机理论，进行充足模式路径分析，说明各变量间可能的因果关系，再用求线性回归系数的方法求出路径系数，画出限制模式路径图。从分析结果中可以发现：①精髓亏虚证的发生受到痰浊内阻证和血瘀证的显著影响;②气虚证的发生受到精髓亏虚证、痰浊内阻证和血瘀证的显著影响;③痰浊内阻证的发生受到气虚证、血瘀证和气滞证的显著影响;④血瘀证的发生受到气虚证、痰浊内阻证和气滞证的显著影响;⑤气滞证的发生受到痰浊内阻证和血瘀证的显著影响。见表1，图1。表1 颈动脉硬化中医病机限制模式下的路径分析
3 讨 论
颈动脉粥样硬化是全身性动脉硬化的一部分，颈动脉因广泛硬化、斑块形成、管腔狭窄及阻塞而使脑血流量减少，在临床上出现头痛、头昏、头晕、行走不稳等症状，并导致梗死等多种疾病的发生〔6〕。作为老年性疾病，患者的年龄、性别以及基础疾病是发生颈动脉粥样硬化的重要危险因素〔7〕。目前认为颈动脉粥样硬化的发生是由于致伤因素和血管反应之间复杂的相互作用的结果〔8〕。中医经典文献中虽无颈动脉粥样硬化的病名，但根据临证表现，多以眩晕、头痛、失眠健忘、肢体麻木、活动无力、言语不清、思维迟钝等特征及其发展演变规律，将其归属于“眩晕”、“头痛”、“不寐”、“健忘”、“虚损”、“中风”、“痴呆”等范畴，与“痰”、“瘀”等因素有密切关系〔9，10〕。
路径分析作为一种探索性的分析方法，对理论上有可能的因果关系进行探索。在路径图中，用节点代表变量，用箭头表示变量之间的相互影响，即因果关系，通过路径系数的大小，判断变量影响力的大小。这种定量计算的结果大大缩小了以往全凭主观推理判断所造成的误差，使中医证候转化规律的分析更具客观性，并在一定程度上克服中医学本身在形成与发展过程中具有的规范性较差等弱点，从而提高对颈动脉粥样硬化中医证候转化规律判断的规范性和准确性。
在颈动脉粥样硬化中医证候转化关系中，痰浊内阻证和瘀血证占有最重要的地位，这两型证候分别对其他证候的发生形成影响，并且二者之间也发生了影响与转换。这说明颈动脉粥样硬化发病过程中，痰瘀两者密切相关：痰浊内生，阻滞脉道，而致血液凝滞，留为瘀血，发为血瘀证，如《金匮要略》云：“血不利则为水”;或瘀血停留，闭阻气道，气不化水，变生痰浊，如《丹溪心法》云：“痰挟瘀血，遂成巢囊”。痰乃津液之变，瘀为血液凝滞，由于津血同源，因此痰瘀相互渗透，相互转化。而且，痰瘀的这种同源关系也决定了痰浊、瘀血不仅可以单独致病，还可因痰致瘀，因瘀致痰，二者相互衍生，终致痰瘀互结。总体看来，痰浊与瘀血在颈动脉粥样硬化发病过程中，既是病理产物，又是致病因素，是为病的两个不同方面的表现形式，因此有分有合，属于同源异物。
另外，在颈动脉粥样硬化中，精髓亏虚与气虚证可以受到多种因素的影响而发生，两种证候对其他证候的出现也构成了一定的影响。主要是因为颈动脉粥样硬化中“虚”有其生理致虚和病理致虚的生理病理基础，生理致虚多与人体衰老有关。颈动脉粥样硬化患者多以中老年人为主，随着人体衰老肾虚五脏必虚，而五脏之虚又“穷必极肾”，影响肾之精气，肾精不足，精不化气，元气不足，五脏之气化乏源。气虚无力行血而致血瘀;气不化津，则为痰浊;痰瘀闭阻气道，则成气滞。肾能藏精生髓，髓通于脑，年老肾亏，精髓渐空，则脑海失充。精不化气，则肝气失用，失其疏泄推动之职，而致气虚血瘀。另外，由于生理功能上的相互联系，气虚、精髓亏虚、痰浊内阻、瘀血停留与气滞之间在颈动脉粥样硬化发病过程中可以相互关联转化，所谓“至虚之处，便是留邪之地”。同时，痰阻、血瘀、气滞等因素相互影响，长期侵袭，损害脑络，久病入络，耗气伤精，则可导致气虚与精髓亏虚的出现。
在颈动脉粥样硬化的硬化发病过程中，实际包含了“虚”与“损”两方面的因素，而这两者之间又可以相互影响与转化，因此，脑络瘀阻，因衰致损，因损致虚，虚损并见，虚实夹杂是颈动脉粥样硬化的病机关键。颈动脉粥样硬化的治疗则应在目前重点使用活血药物治疗的基础上〔11，12〕，针对虚损并存的病机特点，合理进行“补虚”和“祛损”治疗。
参考文献
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9 李宗信，黄小波，陈文强.影响脑动脉硬化患者血瘀证的多因素分析〔J〕.中国中医药信息杂志，2005;12(9):167.
篇7
中图分类号:B845.67,R749.4 文献标识码:A 文章编号:1000-6729(2010)004-0309-05
doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2010.04.017
Individual resilience and its relationship to social support and mental health of
survivors with family members lost in Wenchuan earthquake
WU Sheng-Tao1,2,LI Juan1,ZHU Zhuo-Hong3
1Center on Aging Psychology,Institute of Psychology of Chinese Academy of Sciences,Beijing 100101,China
2Graduate University of Chinese Academy of Sciences,Beijing 100101,China
3Crisis Intervention Center(Chengdu),Institute of Psychology of Chinese Academy of Sciences,Beijing 100101,China
Corresponding author,LI Juan,E-mail:lijuan@psych.省略;ZHU Zhuo-Hong,E-mail:zhuzh@psych.省略
【Abstract】 Objective:To explore the individual resilience in survivors with family members lost in Wenchuan earthquake,and its relationship with social support,life satisfaction,depression,and somatization.Methods:Totally 166 survivors with family members lost and 180 survivors without family member lost from earthquake sites were screened out through individual interview.They were assessed with the Individual Resilience Scale(IRS),Social Support Scale,Satisfaction with Life Scale,and Symptom Checklist 90(SCL-90).At the same time,133 participants from normal area were assessed with the Individual Resilience Scale.Results:(1)The scores of IRS in survivors with family members lost were lower than that in survivors without family member lost and participants from normal area[(2.41±0.74)vs.(2.74±0.71),(2.76±0.72);P
【Key words】 individual resilience;social support;life satisfaction;depression;somatization;survivor with family members lost;cross-sectional study
韧性是人类面对逆境时的一种良好适应[1-3],是诸多环境因素及个人、环境交互作用的动态过程[4],因此广义的韧性既包含内部的个体因素(如积极、乐观等品质,即个体韧性),又包含外部的环境因素(如社会支持)[5]。由于过程的系统复杂性,片面强调某一方的韧性必然会造成简单化的倾向[2],但以往的实证研究误以为韧性是一种个人品质,甚至在逆境给人带来心理压力时指责个体未能按环境要求行事,应该为他们自己的心理问题负责[6];尤其韧性一词被引入中国以来,由于被认为与中国传统文化中的“自强不息”不谋而合,而被看作是一种重要的个人技能或品质[7],是中国青少年面对逆境时最显著的特点[8]和中国工人最重要的心理资本之一[9]。
然而,一些研究证实仅有个体的韧性对于整个逆境复原过程而言是非常有限的。如,关于9.11灾难的研究表明个体身上的韧性品质并非普遍流行,在高暴露环境下,韧性会相对较少[10];对地震灾区老人的研究发现,个体韧性只能帮助脆弱的老人在认知层面上对生活满意度进行调节,但是还不足以强大到缓解他们的抑郁和躯体症状,因此在极端条件下个体韧性的逆境复原作用是有限的[11]。
灾难是一种逆境,家人遇难更是极端创伤条件下的逆境。以往的研究者主要关注青少年的复原机制与心理健康 [12],很少有人针对遇难者家属的创伤复原做专门的研究。本研究以广义韧性为基础,同时从个体韧性与社会支持两个维度考察遇难者家属的逆境复原机制,并以生活满意度、抑郁、躯体化作为心理健康的指标,来验证个体韧性的有限性[11]。
1 对象与方法
1.1对象
5.12地震后8个月,研究者在重灾区(绵竹、什邡、北川)的居民安置点开展了为期1周的春节前慰问活动。民众在领取礼品后参加一个个体访谈,期间谈及家人在地震中的伤亡情况,并自愿参加后续的研究。
灾区遇难者家属:共有272人报告其在地震中有亲友遇难,研究者排除遇难者为受试者的亲戚、朋友等家属关系不明确的情况,最终获取确有家人(即父母、爱人、儿女)遇难的有效受试166名,其中女性97名;年龄21~70岁,平均(42±10)岁。
灾区家庭完好无损者:共有401人报告其在地震中无任何亲友伤亡,但样本量是遇难者家属的近2.5倍。为减少随机误差,研究者对401个样本进行随机分半,最终获取180名家庭完好无损的受试作为灾区遇难者家属的对照组,其中女性77名;年龄18~80岁,平均(40±12)岁。
非灾区受试:研究者在非灾区(北京、四川射洪)的社区开展了类似的节前调研,共有150名当地居民同意参加本研究。排除户籍信息不清和中途退出的情况,最终获取有效受试133名,其中女性70名;年龄18~64岁,平均(38±10)岁。
1.2 工具
1.2.1 个体韧性量表(Connor-davidson Resilience Scale,CD-RISC)[13]
共10个条目,每个条目采用0(从不)~4(总是)点计分,得分越高表明个体韧性越强。
1.2.2 社会支持评定量表(Social Support Scale,SSS)[14]
共10个条目,采用1~4点或0~8点计分,得分越高表明社会支持越高。
1.2.3心理健康指标
生活满意度量表(Satisfaction With Life Scale,SWLS)[15],共5个条目,已在包括中国在内的150 多个国家应用过 。原量表采用Likert式1~7点计分[16],为避免东方人在量表选项上的中间作答偏差,本研究在施测时将计分方式由奇数点改为偶数点(1=非常不赞同,6=非常赞同),其内部一致性α系数为0.86。
症状自评量表(Symptom Checklist 90,SCL-90 )[17],共90个项目,采用1~5点(1=从无,5=严重)计分。本研究选用抑郁(13个条目)和躯体化(12个条目)2个分量表,其内部一致性α系数分别为 0.94和0.91。
地震8个月后,经过培训的志愿者采用入户访谈的形式对灾区受试进行问卷调查。同时,另一项调研也在非灾区进行,但实测工具只包含上述调研的个体韧性量表和基本的人口学信息。
1.3 统计方法
数据采用SPSS11.5和Lisrel8.72进行统计分析,方法包括t检验、方差分析、相关分析和路径分析。
2 结 果
2.1个体韧性、社会支持与心理健康的组间差异
3组受试间的个体韧性差异有统计学意义。事后检验表明,遇难者家属的个体韧性低于家庭完好无损者和非灾区受试。独立t检验表明,遇难者家属的社会支持、生活满意度得分低于家庭完好无损者,而其抑郁、躯体化得分高于家庭完好无损者(表1)。
2.2个体韧性、社会支持与心理健康的路径分析
对灾区受试各量表得分的相关分析表明,个体韧性与社会支持、生活满意度呈正相关(r=0.24,0.33;均P
按照差异检验及相关分析的结果,以受灾程度为自变量(0=家庭完好无损,1=家人遇难),以个体韧性、社会支持以及生活满意度、抑郁、躯体化为因变量,并将躯体化与生活满意度之间的路径系数设定为0,其余变量间路径系数设定为自由估计,建立结构方程模型。所得模型的拟合指标(χ2=10.12,P= 0.001,df = 1, RMSEA = 0.16,NFI = 0.98,NNFI = 0.72,CFI = 0.98,IFI = 0.98,AGFI = 0.80)未达到可接受的标准[18],个体韧性与抑郁(β= -0.04,P>0.05)、个体韧性与躯体化(β= -0.09,P>0.05)之间的路径系数未达到统计显著性,于是删除上述路径,新的模型拟合良好(χ2=12.85,P = 0.005,df = 3,RMSEA = 0.098,NFI = 0.97,NNFI = 0.90,CFI = 0.98,IFI = 0.98,AGFI = 0.91)。个体韧性较高者,其社会支持也较高(β=0.23,P
为进一步验证个体韧性的有限性模型的特异性,恢复个体韧性到抑郁、躯体化的路径,删除社会支持到抑郁、躯体化的路径,得到的社会支持有限性模型未达到可接受的标准(χ2=32.64,P< 0.001,df = 3,RMSEA = 0.17,NFI = 0.93,NNFI = 0.69,CFI = 0.94,IFI = 0.94,AGFI = 0.79)。
3 讨 论
本研究结果显示,家庭完好无损的灾区受试与非灾区受试的个体韧性差异无统计学意义,表明在一般灾难环境下人们自身的良好个人品质依然能够保留完好。但是,遇难者家属的个体韧性低于灾区家庭完好无损者与非灾区受试,并且其社会支持、生活满意度低于家庭完好无损者,抑郁、躯体化得分高于家庭完好无损者,表明遇难者家属的复原状况较差,验证了高暴露环境下韧性不足这一结论[10]。
在相关分析中,个体韧性和社会支持均与生活满意度正相关,与抑郁、躯体化负相关,与以往研究结果一致[13,19]。这提示,在韧性研究的初始阶段,研究者一般都能得出韧性与积极心理状态的简单相关,但忽视社会支持及个体、环境交互作用的逆境复原机制显然是不科学的[6]。同时考虑个体韧性与社会支持的路径分析发现,虽然个体韧性较高者的生活满意度较高,但个体韧性与抑郁、躯体化之间的直接关系却并不显著,再次验证了个体韧性的有限性[11];同时,社会支持与个体韧性这两个维度的相关,以及社会支持与生活满意度的正向关联、与抑郁、躯体化的负向关联,支持了广义的韧性模型,即韧性、复原不仅意味着自身具有较高的个体韧性,更意味着拥有较多的社会支持[9]。也就是说,一些学者所谓的普遍存在的个体韧性,并不同于创伤后的复原,因而对于那些在极端创伤条件下表现出严重心理症状的个体(如遇难者家属)未必适用[1]。
本研究中的路径分析发现了社会支持和生活满意度、抑郁、躯体化的稳定关联,而删除社会支持与抑郁、躯体化之间路径的社会支持有限性模型未达到可接受的标准。这表明,相对于个体韧性,社会支持在灾后复原机制中扮演着更为重要的角色,再次验证了从外部保护性因素的角度来探讨韧性复原机制的重要性[4-5]。这提示,灾区的创伤心理辅导工作尤其要重视受灾群众社会支持系统的重建,而不应片面强调个体自身的内部调节。然而,鉴于个体韧性对于中国文化的重要价值[7-9],以及中国文化强烈的个体指责的倾向[20],本研究对灾难条件下个体韧性有限性的探讨,对于反思中国传统文化面对现代社会的复杂系统时如何尊重个体的脆弱,以及面对创伤(或灾难)时如何更有效的复原,具有一定的参考价值[2,6]。
致谢:中科学院心理所危机干预中心、四川团省委12355心灵驿站、什邡市大学生志愿者协会的工作人员对本研究的取样给予了大力支持;余云红、郭卿、陈柳、杨晓婷、聂润秋、周婵、陈曦、王宁等同学,为本研究的受试取样、数据分析给予了帮助;中科院心理所吴振云研究员给予了指导!
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篇8
1对象与方法
1.1研究对象
采用问卷法对某医学院学生进行调查，发放问卷1550份，回收有效问卷1497份。对问卷信息进行整理合并，结果如下：男548人、女949人；年龄16-25岁，平均19.89±1.36岁；大一447人、大二491人、大三385人、大四174人；临床医学546人、医学护理430人、医学社会学521人；户籍地城市542人、乡镇955人；健康状况为疾病或较差203人、良好689人、健康605人；家庭结构为大家庭341人、核心1071人、单亲71人、其它14人；家庭人均收入1000元以下335人、1000-2999元708人、3000-4999元268人、5000元以上186人；父母最高教育小学（或以下）226人、初中743人、高中（中专）355人、大学（或以上）173人；独生子女592人、非独生子女905人。
1.2研究方法
1.2.1一般情况调查表收集年级、专业、性别、年龄、同胞数、户籍地、健康状况、家庭结构、家庭经济、父母教育、学生干部、参加社团、参加公益等资料。1.2.2大学生社会责任心问卷该问卷由赵兴奎[4]编制，共36个条目，分物质责任心（12条）、文化责任心（10条）和群体责任心（14条）等三个维度。采用1-5五级评分，分数越高，反映其社会责任心越强。1.2.3中国大五人格问卷简式版该问卷由王孟成等编制[10]，共40个条目，分神经质、外向性、严谨性、开放性和宜人性等五个维度。每个条目采用1-6六级评分，分数高低代表某种维度倾向性高低。1.2.4自我意识量表该问卷由蒋灿等人修订[11]，含23个条目，分公我意识、私我意识和社会焦虑等三个维度。每个条目采用0-4五级评分，得分越高自我意识水平越高。
1.3统计分析
采用SPSS18.0统计软件和AMOS21.0软件对数据进行分析，包括χ2检验、F检验、t检验、多元逐步回归分析和路径分析。
2结果
2.1医学院校学生社会责任心水平
与测验编制者赵兴奎的数据相比，医学院校学生社会责任心总分没有统计学差异（P0.05）,物质责任心和群体责任心相对较高、文化责任心相对较低（P0.01）；与冉汇真一般本科院校学生数据相比，医学院校学生社会责任心总分和三个维度分均高于普通高校学生（P0.01）。
2.2医学院校不同专业学生社会责任心差异分析
方差分析结果显示：医学院校不同专业学生社会责任心存在差异（P0.01）；两两比较（LSD检验）显示：医学护理专业责任心相对较低、医学社会学专业相对较高、临床医学专业居中，组间差异具有统计学意义（P0.05）。
2.3社会责任心影响因素的逐步回归分析
以社会责任心总分为因变量，社会人口学资料和心理学指标为自变量，进行逐步回归分析（进入水准α=0.05，剔除水准β=0.10），结果显示（表3）：专业(1=医学护理，2=临床医学，3=医学社会学)、性别（1=男，2=女）、家庭经济（1=1000元以下/人，2=1000-3000元，3=3000-5000元，4=5000元以上）、健康状况（1=较差，2=一般，3=较好）、宜人性（测量值）、开放性（测量值）、严谨性（测量值）、外向性（测量值）、自我意识（测量值）等9个变量进入回归方程，可解释社会责任心总分49.5%的变异。
2.4心理社会因素影响社会责任心的路径分析
回归分析发现的影响因素可归为三类：社会人口学变量（性别、专业、家庭经济、健康状况）、人格变量（宜人性、开放性、严谨性、外向性）和自我意识（私我意识、公我意识、社交焦虑）。采用结构方程分析这三类变量影响社会责任心的路径，结果显示：模型拟合指标(CMIN/DF=4.45，RMSEA=0.05，GFI=0.98，AGFI=0.96，NFI=0.96，RFI=0.94，IFI=0.97，TLI=0.95，CFI=0.97，PGFI=0.59，PNFI=0.68，PCFI=0.69)基本达到模型适配标准，能共同解释社会责任心57.2%的变异；人格直接影响社会责任心（效应值=0.76），自我意识（效应值=0.36）和社会人口学变量（效应值=0.45）均经人格间接影响社会责任心。图1心理社会因素影响社会责任心的路径分析
3讨论
目前国内关于大学生责任心方面的理论研究多于实证研究，在有限的实证研究中，研究对象多为综合性大学学生，针对医学院校学生责任感的研究极少。本研究对医学院校学生的社会责任心状况及影响因素做了调查，现就有关研究结果做简要分析讨论。
3.1医学院校学生社会责任心状况
篇9
从电子商务的角度出发,进行Web上的数据挖掘,主要就是进行客户访问信息的挖掘,得到客户端浏览行为和访问模式,从而找到有用的市场信息。在Web数据挖掘的模式发现中,常有以下几种数据挖掘技术的使用:
1、路径分析:使用路径分析技术进行Web使用模式挖掘,最常用的就是网站结构图。它可以被用于判定在一个web站点中最频繁访问的路径,还有一些其他的有关路径的信息通过路径分析可以得出。
2、关联规则。关联规则既可用来分析商品间的参考模式,也可以向客户推荐商品,提高交叉销售能力。
3、序列模式:序列模式挖掘就是挖掘出交易集之间有时间序列关系的模式,在Web日志中发现所有满足用户规定的最小支持度的大序列模式。序列模式的发现就是在时间戳有序的事务集中,找到那些“一些项跟随另一个项”的内部事务模式。
4、分类规则:分类技术主要是根据用户群的特征挖掘用户群的访问特征。在Web数据挖掘中,分类规则的发现就是给出识别一个特殊群体的公共属性的描述,这个描述可以用来分类新的项,例如:在/class/book3进行过在线定购的顾客中有66%是25-35岁生活在北方的年轻人。得到这一分类后,就可以进行适合这一类客户的商务活动。
5、聚类分析:该技术将具有相似爱好、购物兴趣的客户分配到相同的族中,聚类产生之后,根据该族中其他客户对某商品的评价就可以得到系统对该商品的评价,聚类过程可以离线进行,聚类产生之后,性能比较好,但如果某客户处于一个聚类的边缘,则对该客户的推荐精度比较低。
6、贝叶斯网络:贝叶斯网络技术利用训练集创建相应的模型,模型用决策树表示,节点和边表示客户信息。模型的建立可以离线进行,得到的模型非常小,对模型的使用非常快,这种方法适合客户的兴趣爱好变化比较慢的场合。
二、数据挖掘在客户关系管理(CRM)中的应用
1、客户的获取。在大多数的商业领域中,业务发展的主要指标包括新客户的获取能力。企业的市场部门人员可以采用传统的方法来发展新客户,如开展广告活动;也可以根据所了解的目标客户群,将他们分类,然后进行直销活动。但是,随客户数量不断增长和每位客户的细节因素增多,要得出选择出相关的人口调查属性的筛选条件也会变得很困难。而数据挖掘技术可以帮助完成潜在客户的筛选工作。
2、客户的保持。随着行业中的竞争愈来愈激烈和获得一个新客户的开支愈来愈大,保持原有客户的工作也愈来愈有价值。在CRM的实施中,企业通过预测,找出可能会流失的客户,并分析出主要有哪些因素导致他们想要离开,在此基础上,有针对性地挽留那些有离开倾向的客户。
3、客户的细分。细分是指将一个大的消费群体划分为一个个细分群体的动作,同属一个细分群的消费者彼此相似,而隶属于不同细分群的消费者被视为不同的。通过CRM的实施,将产生细分的客户群,企业根据客户提出的要求不断地改善产品和服务,从而使企业不断提高使该客户群满意的能力。
三、Web挖掘的作用
1、发现潜在客户:在对Web的客户访问信息的挖掘中,利用分类技术可以在Internet上找到未来的潜在客户。通常的策略是先对已经存在的访问者进行分类,对于一个新的访问者,通过在Web上的分类发现,识别出这个客户与已经分类的老客户的一些公共的描述,从而对这个新客户进行正确的分类。然后从它的分类判断这个新客户是属于有利可图的客户群,还是属于无利可图的客户群,决定是否要把这个新客户作为潜在的客户来对待。
2、设计个性化网站:强调信息个性化识别客户的喜好,使客户能以自己的方式来访问网站。对某些用户经常访问的地方,有针对性地提供个性化的广告条,以实现个性化的市场服务。
3、优化Web站点:对Web站点的链接结构的优化可从三方面来考虑:
(1)通过对Web Log的挖掘,发现用户访问页面的相关性,从而对密切联系的网页之间增加链接,方便用户使用。
(2)利用路径分析技术判定在一个Web站点中最频繁的访问路径,可以考虑把重要的商品信息放在这些页面中,改进页面和网站结构的设计,增强对客户的吸引力,提高销售量。
(3)通过对Web Log的挖掘,发现用户的期望位置。如果在期望位置的访问频率高于对实际位置的访问频率,可考虑在期望位置和实际位置之间建立导航链接,从而实现对Web站点结构的优化。
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一、引 言
随着internet技术的发展，个性化信息服务已经被广泛应用到很多领域：如个性化导航、个性化网站等。尤其是在电子商务领域，对用户进行个性化服务，已经成为许多电子商务企业追求的目标。
WEB访问信息挖掘就是对用户访问WEB时在服务方留下的访问记录进行挖掘，即对用户访问WEB站点的存取方式进行挖掘。挖掘对象是在服务器上的包括server log data等在内的日志文件记录。
二、电子商务个性化服务的数据挖掘方法
访问信息挖掘是在电子商务上进行知识发现，最关键的是进行客户访问信息的挖掘，得到客户的浏览行为和访问模式，从而发现客户的兴趣、爱好等有用的市场信息,最常用的挖掘方法有：
1.路径分析
常用于判定在一个web站点中最频繁访问的路径。如：80%的用户在存取/company/prodcut1时是经过/company/new。通过客户访问的路径分析，可以改进页面和网站目录结构的设计，使用户直奔所需，减少客户的流失率。
2.关联规则挖掘
使用关联规则挖掘可以从WEB访问事务集中，找到一般性的关联知识。如：30%的客户在访问/company/prodcut1也访问了/company/prodcut2。利用这些相关性，可更好地组织WEB空间，实施有效的营销策略。
3.序列模式发现
序列模式发现就是在时间戳有序的事务集中，找到那些“一些项跟随另一些项”的内部事务模式，即挖掘出交易集之间有时间序列关系的模式。如：在company/prodcut1上进行订购的用户中有60%的在一个月内也订购了company/prodcut2。序列模式发现能够预测客户的访问模式，了解客户的兴趣及需求所在，采取有针对性的广告服务，以满足访问者的特定要求。
4.分类
分类就是为具有某些公共属性的特定群体建立概要特征，这些特征可以用来对新增到数据库里的数据项进行分类。如学生用户一般感兴趣的页面是company/prodcut1。分类能够使商家根据访问网站的人口统计学信息和用户的访问模式得出访问某一商业网站的用户轮廓特征。对用户分类后，就可以发现未来的潜在客户并开展有针对性的商务活动。
5.聚类分析
聚类分析可以从服务器访问信息数据中聚集出具有相似特性的客户组，即把有相似特性的用户、数据项集合到一起。如自动给一个待定的顾客聚类发送销售邮件。通过这些举措使商务活动能够在一定程度上满足客户的要求，实现目标营销。
三、电子商务个性化服务的实现
1.Web访问信息挖掘基本步骤
Web访问信息挖掘的基本步骤为：数据收集，数据预处理，模式识别，模式分析。
数据收集就是要记录用户访问行为，主要方式有在服务器端进行数据收集、在客户端进行数据收集、在端进行数据收集等。原始数据需要经过预处理后才能有效实施挖掘算法，数据预处理的质量与Web挖掘的效率和结果紧密相关，其内容包括：数据净化、用户识别、会话识别、事务识别、路径补充等。然后要对预处理后的数据进行模式识别，即实施挖掘算法。模式分析的目的是根据实际应用，通过观察和选择，把发现的统计结果、规则和模型转换为知识，经过筛选后用来指导实际的电子商务行为。常用的手段有：信息过滤、可视化、联机分析处理等。
2.电子商务个性化系统结构
电子商务个性化系统如下图所示。
通过上图可知，电子商务个性化系统一般分为两个部分：
离线部分：用于挖掘用户的特性信息。
在线部分：用于识别用户，推荐个性化服务。
Web访问信息挖掘是离线处理的，而当用户访问该网站时通过在线推荐引擎进行在线服务。挖掘算法和推荐策略可以根据不同类型站点的要求来具体选择，挖掘结果和推荐集通过推荐引擎反馈给用户。电子商务网站的会员用户通过会员标识登录网站以后，其访问信息将会被记录到服务器端。这些数据将在经过预处理后，在专用的数据挖掘模块中，通过具体的挖掘算法和推荐策略来进行模式识别和模式分析。用户访问信息也会传到推荐引擎，推荐引擎根据用户的会员标识，向挖掘模块抽取对应用户的挖掘结果和推荐集，将其可视化地反馈给用户，达到个性化服务的目的。
四、结束语
随着互联网的普及和电子商务的发展，电子商务系统在为用户提供越来越多选择的同时，利用WEB访问信息挖掘技术，必然对电子商务网站提供个性化服务产生积极的影响。
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一、 引言
PLS路径模型（PLSPM）是指基于偏最小二乘方法的结构方程模型，该方法最初提出是为了克服基于协方差分析结构方程模型（CB-SEM）很强的分布假定（R？nkk？. M and Evermann. J，2013）。在实际应用中，该方法在综合评价中也有不少应用，特别是在满意度综合评价方面应用广泛，在商学、管理学等社会科学中有重要地位。以致部分文献将顾客满意度模型等同于PLS路径模型（梁燕和金勇进 2007）。近年来，我国学术界对于该方法的应用在综合评价的研究也如雨后春笋一般出现了不少文献（如：王惠文和付凌晖，2004；林盛，刘金兰和韩文秀，2005；阮敬和纪宏，2006；邹树梁等，2008；刘旭华，2008；莫一魁和沈旅欧，2009；关子明等2009；叶明和张磊，2010；鲜思东和彭作祥，2011；区晶莹等，2011；杨威和张拓红，2012；王庆丰，2013）。根据这些文献和综合评价理论，可以将PLS路径模型进行综合评价的步骤归纳为：第一，确定评价目标，建立指标体系，收集数据；第二，实施综合评价，具体为：①用迭代（包括一系列最小二乘回归，线性运算和抽取平方根）得到潜变量的表达式，它们是可测变量的加权平均；②用通常的最小二乘得到潜变量之间的线性关系；③用通常的最小二乘得到潜变量与对应可测变量间的线性关系；④利用潜变量的估计值得到各种指数，进行综合评价。第三，检验与评估综合评价的结果。笔者查阅了近年来的相关文献发现，多数文献指出PLS路径模型进行综合评价有着其他方法没有的优势，具体可以归纳为四点：第一，克服多重相关性和共线性的影响；第二，相比CB-SEM，分布假定很弱；第三，样本容量要求没有CB-SEM高，适合小样本情形；第四，是一种客观的综合评价方法。但是，目前没有文献在综合评价框架下对这些优点做出进一步的细致说明。笔者认为，PLS路径模型并非为综合评价专门设计的方法，并且这些优点基本上是相对CB-SEM比较得出的，将它们直接移植到综合评价领域，不甚严格，需要推敲。事实上，用于综合评价的统计模型很多，但是很多学者对这些模型在综合评价框架下的适用性进行了研究，例如，仅关于主成分分析就有很多文献，如苏为华（2000），王学民（2007），林海明和杜子芳（2013）等。为此，本文将对上述四大优点在综合评价框架下进行审视，提出并解答四个问题，即利用PLS路径模型进行综合评价时：
（1）有没有样本量的要求？
（2）有没有针对样本的分布假定要求？
（3）没有多重共线性的影响了吗？
（4）客观性体现在哪里？
二、 问题的研究
为了对上述问题进行研究，我们首先概述PLS路径模型的算法，然后根据概述回答问题。
1. PLS路径模型算法概述。利用PLS路径分析进行综合评价，首先要分划好可测变量的归属，一个潜变量对应一组可测变量。为此假设有Q个潜变量？孜1，…，？孜Q，第j个潜变量对应的可测变量为Xj=（xj1，…，xjpj）′，j=1，…，Q。则有xjh=？姿jh？孜1+？着jh（h=1，2，…，pj）或者？孜j=？撞■■wjh+？着j，前者为反映型（Reflective），系数为载荷；后者为反映型（Formative），系数为权重，选择何种形式需要根据实际问题决定，这种反映可测变量与潜变量关系的模型为测量模型。其次要设定好潜变量与潜变量之间的关系结构，即？孜i=？撞■■？茁ij？孜j+vij。这部分模型称为结构模型，模型中的系数为路径系数。潜变量的得分（即潜变量的估计值）是进行综合评价的关键，对其估计通过迭代实现。由三大步骤组成：
外部逼近：
Yj∝■wjhxjh
Yj是？孜j的外部逼近估计量，∝表示左边是右边的标准化，Wj=（wj1，…，wjpj）′是外部权重。
内部逼近：
zj∝■ejiYi
其中，i：i？圮j表示与第j个潜变量直接有关的潜变量的下标。eji是内部权重，有三种不同的形式（Tenenhaus M，2005）。
更新权重：
内部权重由潜变量间的结构决定，迭代过程中需要更新的是外部权重，当测量模型为反映型时，对于xjh，其新权重为以Zj为自变量，xjh为因变量的一元线性回归系数，但由于Zj被标准化，因此有wjh=cov（xjh，Zj），当测量模型为构成型时，新的权重以Zj为因变量，与之对应的可测变量xjh为自变量的多元线性回归的回归系数，即
Wj=（Xj′Xj）-1Xj′Zj
上述步骤反复迭代，直到权重变化不大，就认为收敛，得到最终的权重估计值，潜变量的得分就是可测变量的加权平均值。
下面给出前面四个问题的解答。
2. 问题解答。
（1）问题1的解答。通过算法概述可以看出，PLS路径模型的最终目的虽然是得到潜变量得分，但是其本质是得到权重的估计。而权重的估计通过一系列的最小二乘方法反复迭代得到，即迭代过程中本质上涉及到一系列的线性回归模型。目前已有一些学者讨论了PLS路径模型的最小样本量，这些研究的主要依据是算法中涉及最大回归方程需要的样本量作为PLS路径模型的最小样本量。例如，Chin. W.W（1998）认为其最小样本量应该为最大结构方程中自变量个数的10倍。梁燕和金勇进（2007）从最大回归方程、准确估计参数、准确估计R2三个角度研究认为，样本量至少需要100，最好在230以上。但是这些研究都是从PLS路径模型作为统计方法出发的。不能回答综合评价需要的样本量。
根据综合评价的理论，综合评价的目的在于科学决策（杜栋等，2008），首先要求评价结果能够客观反映世界的真实情况。这就要求样本需要能够具有普遍性，因此样本量是否足够不仅需要考虑PLS路径模型本身，还需要考虑样本是否具备代表性，过小的样本量将带来较大的误差。其次，要求参与建模的统计模型能够客观地挖掘总体信息，达到样本推断总体的效果。这样才能针对总体情形进行科学决策。为此，需要首先回答PLS路径模型挖掘样本的何种信息，可以证明（Dijkstra. T，1983），PLS路径模型的权重估计是一个不动点估计问题，具体为：
反映型：Wj∝？撞i：i？圮jeji・SjiWi，其中Wj′SjjWj=1；
构成型：Wj∝S-1jj？撞i：j？圮ieji・SjiWi，其中Wj′SjjWj=1
其中，Sji为第j组可测变量与第i组可测变量的样本协方差矩阵，Sjj是第j组可测变量的样本方差矩阵。上述等式说明了两点事实：
①对于权重估计的信息来自可测变量的样本协方差矩阵，权重可以看成是样本协方差矩阵的函数；
②PLS路径模型挖掘样本信息，是一种非参数方法。
这就意味着PLS路径模型进行综合评价、科学决策的前提是样本协方差矩阵与总体协方差矩阵足够接近，这与CB-SEM对样本量的要求是相同的。因此，本文认为，在综合评价框架下，所谓PLS路径模型适合小样本的说法并不合适，为了进行科学决策，样本量越大越好。从样本协方差矩阵接近总体协方差矩阵的角度考察，PLS路径模型的样本量要求不低于CB-SEM的样本量要求。
（2）问题2的解答。由于PLS路径模型的估计问题实质上是一个不动点问题，且估计方法为基于最小二乘的迭代算法，因此该方法本质上是一种非参数方法，从数学上而言，样本是不需要分布假定的。目前文献中通用的算法仅对其一阶矩有约束（Vinzi.V.E et al.，2010），
E（？孜jh|？孜j）=E（？孜j|xj1，…，xjpj）=0
E（？孜i|？孜j）=■？茁ij？孜j
（3）问题3的解答。关于PLS路径分析进行综合评价可以消除多重共线性（多重相关性）的提法首见于王惠文和付凌晖（2004），其后又有若干文献有类似提法。根据这些文献的说法，“系统评估指标体系往往被分为若干个变量组，由每个变量组表达一个主题概念。在这种情形下，所建立的评估指数应能够反映指标体系的层次性”，利用PLS路径模型可以解决这些问题。事实上，这样的做法类似层次分析法，不同的是前者利用可测变量间的线性关系结构作为赋权依据，后者依赖专家评分（宁禄乔，2006）。但是这不意味着利用PLS路径模型就能解决多重共线性问题。我们指出，如果测量模型仅为反映型模型，且不考虑路径系数，那么多重共线性确实可以得到解决。除此之外，还存在其他的多重共线性问题。
①测量模型中可测变量的多重共线性。这种情况发生在测量模型为构成型，或者混合型（构成型和反映型的混合）时。原因在于，同一组可测变量都刻画一个潜变量，这些可测变量必然相关。
②结构模型中的多重共线性。当需要考察路径系数时，如果结构模型中解释变量多于一个，这种情况就需要引起注意。原因在于，得到潜变量得分估计后，需要通过最小二乘方法估计路径系数，如果解释变量多于一个，本质上就是潜变量之间的多元线性回归。这时就会面临多元线性回归的多重共线性问题。
为了解决这些问题，需要对算法进行修正。Vinzi.V.E et al.，（2010）建议在迭代过程的权重更新阶段和路径系数估计阶段用PLS回归方法代替OLS方法。
（4）问题4的解答。由于PLS路径模型进行综合评价是通过对可测指标赋权，得到潜变量得分，从而进行综合评价。因此讨论其客观性本质上关注的是权重的客观性。在综合评价框架下，计算权重大致可分为两类，一是主观权重，由专家判断得到；另一类是客观权重，由实际数据产生（杜栋等，2008）。通过其算法和评价步骤，我们认为PLS路径模型并非完全的客观评价方法。原因在于对可测变量的分组是主观的。其客观性体现在权重基于可测变量的方差-协方差结构，这是由权重的不动点性质决定的。根据数理统计知识，方差-协方差结构与变量间的线性关系有密切的联系，因此可以认为PLS路径模型挖掘了各变量间完全的线性关系（吴喜之，2013）。
同时需要指出，可测变量间的方差-协方差结构对权重关系密切，对可测变量的量纲处理将影响权重的客观性。如果对可测变量进行标准化，使其均值为0，方差为1，则可测变量的方差-协方差矩阵退化为相关系数矩阵。这样，可测变量本身的变异信息将不能被权重反映出来，权重仅反映变量之间的相关关系信息。为此，在对可测变量进行去量纲处理时，应该保留其本身的变异信息。可以采用孟胜旺（1992）的处理办法。
三、 结论和建议
本文对PLS路径模型应用于综合评价时的几个“优点”进行了审视，指出①在综合评价框架下，PLS路径模型适合小样本不能作为优点看待，进行综合评价时，样本越大越好，使得样本方差-协方差矩阵与总体方差-协方差矩阵充分接近。关于样本量的要求，可以参考CB-SEM；②从数学上而言，PLS路径模型确实不需要分布假定，只需要满足几个一阶矩的约束即可；③对于测量模型为反映型时，如果仅考察潜变量得分，PLS路径模型确实可以克服多重共线性。但是当测量模型为构成型或者混合型时，或者需要考察路径系数时，该方法并不能克服多重共线性，需要对算法进行改进；④PLS路径模型不是完全的客观评价方法，需要对可测变量主观分组，其客观性体现在权重估计基于样本的方差协方差信息。
对于使用该方法，除了已有文献（如Tenenhaus M 2005）给出的建议之外，本文提出如下建议：
（1）应该根据实际问题，对可测变量合理分组，确定测量模型的类型，确定结构模型形式；
（2）在数据处理阶段，应该保留可测变量本身的变异，例如可以用原始变量除以均值代替标准化；
（3）样本量越大越好，不建议对小样本进行综合评价，从理论上而言，没有意义；
（4）当需要考察路径系数时，以及测量模型为构成型和混合型时，需要注意多重共线性的影响。
参考文献：
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6. 林盛，刘金兰，韩文秀.基于PLS-结构方程的顾客满意度评价方法.系统工程学报，2005，（6）：653-656.
7. 孟生旺.用主成份分析法进行多指标综合评价应注意的问题.统计研究，1992，（4）：67-68.
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【中图分类号】R542.2+2 【文献标识码】A 【文章编号】1672-8602（2015）03-0197-02
急性心肌梗死是临床上常见的疾病，这种疾病发病率较高，且随着人们生活节奏的加快其发病率出现上升趋势，患者发病后临床主要表现为：原有心绞痛加重、上腹疼痛、发热等，影响患者生活质量。目前，临床上对于急性心肌梗死尚缺乏理想的治疗方法，常规方法虽然能够改善患者症状，但是长期疗效欠佳，治疗依从性较差，并部分患者治疗过程中缺乏理想的护理方法，使得临床死亡率较高。近年来，急诊护理路径在急性心肌梗死患者抢救中广为使用，并取得阶段性进展，为了探讨急诊护理路径在急性心肌梗死患者抢救中的护理效果。对2013年4月至2014年4月我院收治的80例急性心肌梗死患者相关资料进行分析，报告如下。
1.资料与方法
1.1一般资料
对我院收治的80例急性心肌梗死患者相关资料进行分析，根据患者抢救过程中护理方案不同将其分为对照组和实验组，实验组有患者40例，男29例，女11例，年龄为（36～77）岁，平均年龄为（59.5±1.1）岁，患者从发病到入院治疗时间为（0.5～12）h，平均时间为（3.1±1.8）天；对照组有患者40例，男21例，女19例，患者年龄为（35～79）岁，平均年龄为（58.7±1.3）岁，患者从发病到入院时间为（0.5～12.5）天，平均时间为（3.6±1.1）天。患者对治疗方案、护理措施等有知情权，患者年龄、病程等差异不显著（P>0.05），具有可比性。
1.2方法
对照组采用常规护理，方法如下：患者入院后指导患者卧床休息、吸氧、心电监护并帮助患者建立静脉通道、抽血化验等急诊护理流程，对于确诊患者立即进行手术治疗。
实验组实施急诊护理路径，方法如下：（1）建立急诊护理路径管理小组。根据我院情况建立急诊护理路径管理小组，由护士长担任组长，通过广泛的咨询专家建议，并查阅相关资料及结合科室护理现象建立急诊护理等级责任制；根据护师每天工作量和难以程度调整上班时数；（2）加强急诊护理路径培训。患者抢救过程中加强护师急诊护理路径分析，加强护士急诊技能培训和急救模拟演练，使得护师在工作中做到心中有数[1]。（3）实施急诊护理路径。急诊分诊护师接到患者后进行初步评估，在急诊1min内对患者病情进行快速评估，并安排患者进入急诊护理路径通道，帮助患者快速送入急救室，且患者整个治疗过程中必须责任到人[2]。
1.3统计学处理方法
相关数据用SPSS16进行统计学分析，计数资料采用卡方检验，并采用n表示，计量资料采用（均数±方差）等表示，并进行t检验，P
2.结果
本次研究中，实验组进入急诊室时间为（42.76±12.81）min、急诊球囊扩张时间为（78.53±13.63）min、住院时间为（9.88±3.83）天，均短于对照组（P
3.讨论
急性心肌梗死是临床上常见的疾病，这种疾病发病率较高，且随着人们生活节奏的加快其发病率出现上升趋势。根据相关数据结果显示：急性心肌梗死患者发病1h内死亡率高达15%-20%。目前，临床上对于急性心肌梗死尚缺乏理想的治疗方法，常规方法虽然能够改善患者症状，但是长期治疗效果欠佳。近年来，急诊护理路径在急性心肌梗死患者中广为使用，并取得阶段性进展。急诊护理路径和其他护理模式相比优势较多，它能够保证患者入院后得到有效的治疗，保证患者能够得到及时的救治，保证患者能够安全、迅速的转运到医院，尽早进行灌注治疗，从而能够有效的缩短患者纠正时间和入院后的检查和处理时间，为患者后续治疗赢得了黄金时间，提高的抢救成功率[3]。同时，急诊护理路径的石灰石能够保证护师在标准时间内采取规范的急救流程，能够有预见、按标准、主动地按流程进行工作，从而达到预定的急救护理目标，最大可能的缩短急性心肌梗死患者在急诊室的治疗护理时间，从而缩短了冠状动脉开通时间[4]。最后，急诊护理路径的实施能够增强患者的安全意识，及时发现患者病情变化，熟练影响临床护理路径对患者进行急救，提高患者抢救成功率[5]。本次研究中，实验组进入急诊室时间为（42.76±12.81）min、急诊球囊扩张时间为（78.53±13.63）min、住院时间为（9.88±3.83）天，均短于对照组（P
综上所述，急性心肌梗死患者抢救过程中实施急诊护理路径效果理想，值得推广使用。
参考文献
[1] 曾影红，王磊，路悦霞，等.临床护理路径在急性心肌梗死急诊PCI术患者中的应用及评价[J].中国实用护理杂志，2007，23（19）：36.
[2] 马虹.无合并症急性心肌梗死患者早期康复治疗的一年随访[J].现代医学杂志，2011，23（9）：729.
