综合营养指数法（共7篇）
综合营养指数法 篇1
0 引言
由于煤炭的大量开采, 久而久之使地面下沉形成了地面塌陷, 又由于浅层地下水和雨水的汇入, 形成了面积大小不等的塌陷水域。由实地调查得知, 矿区的生态环境受到矿区附近的农业非点源污染影响, 尤其是塌陷水域水质受其影响较大。因而有必要对矿区内塌陷水域水质情况, 特别是富营养化问题进行研究关注。在塌陷水域的研究中, 国内外学者也开展了一系列科研工作[1,2,3,4]。本文选取潘集杨庄和潘一矿西区这两个具有代表性的塌陷水域, 对潘一西区进行了一个季节的监测和富营养化评价与分析, 对潘集杨庄塌陷水域进行了两个季节的监测和富营养化评价与分析。
1 研究区域概况
位于淮南市潘集区潘集的潘一矿于1983年投产塌陷水域年龄约为23a, 水域相对较封闭, 附近有农田[5]。其2004年塌陷面积为23093亩到2009年为26538亩, 到2010年底塌陷面积为28236亩。潘一西区水深约为1.8 m, 面积约为4km2, 无河流穿过, 环境相对封闭。潘集杨庄塌陷区水深约为4.2m, 面积约为3km2, 有泥河穿过。两个塘区域内有渔业养殖, 潘一西区塌陷前为农田, 杨庄塌陷区塌陷前为农田和河道。潘一西区塌陷水域在杨庄塌陷区西北面, 两者相距2000m左右。
2 材料与方法
2.1 采样点的布设及样品采集
采样点的布设参照《水质——采样方案设计技术规定》 (HJ495-2009) , 在塌陷水域内布设12-16个采样点, 具体点位用GPS定位。于2012年5月初和8月末, 对塌陷塘内的水进行采样以及分析监测。样品采集与保存的工作参照《水和废水监测分析方法》[6]。
2.2 指标的监测
根据综合营养状态指数的计算需要, 选取叶绿素a (chla) 、透明度 (SD) 、高锰酸盐指数 (CODMn) 、总磷 (TP) 、总氮 (TN) 作为其营养化评价的指标。潘一西区内12个采样点, 潘集杨庄塌陷塘内16个采样点, 对以上5个评价因子进行检验分析。各个指标监测参照《水和废水监测分析方法》。具体理化指标测定方法见表1。
2.3 评价方法
水体富营养化模型发展至今, 我国水体富营养化评价模型主要有:营养状态指数法、修正的营养指数法、综合营养指数法、评分法等。明翠, 刘霄芹等通过对太湖水质情况统计, 认为不同方法的评价结果有所差别, 但相关性较好。并在验算中发现营养度指数法计算步骤繁琐、耗时长, 不如综合营养指数法简便易行;而评分法在实际应用过程中, 如果某一参数的评分值明显低于 (或高于) 其他参数的评分值表明该参数的变化除了受富营养化的影响外, 其他因子对该参数的影响亦较大, 故该参数应删除, 往往删除的参数受人为因素的干扰较多影响结果的准确性。因此, 选取综合营养指数法做为评价湖泊富营养化的统一方法可行的[7]。文中亦选取了该法作为本区域水体富营养化评价的方法。
2.3.1 综合营养状态指数计算公式
综合营养状态指数计算公式如下:
式中:TLI (∑) ——综合营养状态指数;
Wj——第j种参数的营养状态指数的相关权重;
TLI (j) ——第j种参数的营养状态指数。
Wj的得出是以chla作为基准参数, 记为1, 第j种参数的归一化权重计算公式记为:
式中:rij——第j种参数与基准参数chla的相关系数;
m——评价参数的个数。
2.3.2 塌陷区水域的chla与其它参数之间的相关关系rij及r2ij
金相灿等根据我国26个主要湖泊调查数据的计算结果, 得出中国湖泊 (水库) 的chla与其它参数之间的相关关系rij的值以及r2ij的值[8]。具体见表, 文中将其数值引用至塌陷区水域。
2.3.3 营养状态指数计算公式
营养状态指数计算式:
式中chla单位是mg/m3, SD单位是m;其它指标单位均为mg/L。
2.3.4 营养状态分级
用0~100的一系列连续数字对塌陷区水体营养状态进行分级:TLI (∑) <30时, 营养状况为贫营养;当30≤TLI (∑) ≤50时, 为中营养;当TLI (∑) >50时, 为富营养。其中, 当50<TLI (∑) ≤60时, 为轻度富营养 (轻富) ;当60<TLI (∑) ≤70时, 为中度富营养 (中富) ;当TLI (∑) >70时, 为重度富营养 (重富) 。在同一营养状态下, 指数值越高, 其营养程度越高。
3 结果与讨论
3.1 各个指标的监测结果与富营养化评价结果
对潘集杨庄塌陷区在每个季度中的监测指标, 取水塘该指标的平均值为监测数据。根据chla、SD、TP、TN、CODMn的监测数值, 运用综合营养指数的计算公式, 求得潘集杨庄两季的综合营养指数及年度平均值并对其进行评价。对潘一西区春季中的监测指标, 取水塘该指标的平均值为监测数据。根据chla、SD、TP、TN、CODMn的监测数值, 运用综合营养指数的计算公式, 求得潘一西区塌陷水域综合营养指数并对其进行评价。具体监测数据与评价结果见表3。
3.2 讨论
3.2.1 指标检测结果讨论
由表2可知, 同一季节不同塌陷塘的数据有较大差异, 而不同季节5项指标的监测结果有着一定的季节差异。在同一季节下, 潘一西区的chla、TN、TP、CODMn4项指标, 均高于潘集杨庄的相应指标, 而潘一西区SD则相应的低于同期的潘集杨庄。潘集杨庄塌陷区夏季CODMn和chla的平均值略高于春季, 而夏季的TN、TP和SD监测结果则高于春季对应数值。究其原因, 有以下几点:
1) 透明度随季节的变化有一定的变化, 春秋季气温低, 人类活动教少, 透明度高;夏季水温高, 鱼类和水生生物生长快, 降低了水体透明度, 同时也消耗了相当一部分的氮磷及有机物。
2) 潘集杨庄塌陷区夏季平均水深约为4.5米, 而春季则约为3.9米。夏季雨水充沛, 且有河流经过, 塘内水量增加, 对Chla、TN、CODMn、TP有较为明显的稀释作用。但同时雨水也会形成地表径流, 将周边的农业及生活污染物携带冲刷至塘内, 因而可能增加chla、TN、CODMn、TP的浓度。在以上因素相互影响的情况下, 杨庄塌陷水域内的chla和CODMn含量略微上升。
3) 潘一西区塌陷水域水源主要为自然降水和地下水补充, 水环境相对封闭, 物质交换较为缓慢, 且由于周边是村庄和农田, 受人为影响较大, 污染物进入后易形成富集。但潘集杨庄沉陷区域正好有泥河经过, 在泥河的推流作用下, 加快了物质的迁移和交换, 有利于水体自净作用。因而潘一西区塌陷水域在同一季节内, 各项监测指标均高于潘集杨庄。
3.2.2 富营养化讨论
由表3可知潘一矿塌陷水域均达到富营养化水平, 其中潘一西区塌陷水域春季综合营养指数为64.6, 属于中度营养状态;潘集杨庄塌陷区水域年综合营养指数为55.8, 属于轻度营养状态, 与张冰等[9], 研究采煤塌陷区水域影响状态一致。由单因子营养状况指数的计算结果, 以整个区域而言, 富营养化的主要贡献因子为SD (最大值73.2和平均值64.0) 和chla (最高值65.1和平均值63.2) , 而TN (最大值67.6和平均值62.7) 和TP (最大值63.3和平均值57.2) 次之, CODMn (最大值53.5和平均值50.3) 贡献最小。同一季节下, 其潘一西区的富营养化程度高于潘集杨庄;不同季节, 潘集杨庄采煤塌陷区水域春夏季富营养化程度相差不大。
4 结语
文中给出了潘一西区和和潘集杨庄塌陷塘水域水质富营养化的监测与评价结果, 总体而言, 该区的水质整体已经达到轻度富营养化的水平以上。虽然目前其富营养化程度并不很高, 但由于其水深、面积、水量还在不断变化, 且人类活动对塌陷区的影响日益加剧, 对该区域的水质持续监控及对周边污染的防治仍十分重要。
摘要：为了解潘一矿区采煤塌陷水域的富营养化状况, 选择了2个典型的塌陷塘。运用综合营养指数法 (TLI) , 对其富营养化程度进行评价与分析。结果表明:潘集杨庄塌陷区的水质已轻度富营养化的水平, 潘一西区塌陷水域在春季可达中度富营养化水平。
关键词：综合营养指数法,塌陷水域,富营养化
参考文献
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[2]刘振宇.黑龙江省煤炭型城市采煤塌陷区问题研究[J].企业技术开发, 2010, 29 (22) :28-30.
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综合营养指数法 篇2
1.1工作面地质条件
该矿规划的二水平首采工作面巷道设计总工程量为5293m (不含一处施工的外围工程) , 其中风巷设计1065m, 风巷瓦斯抽排巷1119m, 机巷设计1041m, 机巷瓦斯抽排巷1034m, 切眼220m, 机风巷专回及其他辅助巷道共594m。工作面设计可采走向长970m, 采高3.2m, 可采储量90万t。
1.2冲击型动力现象事故概述
2012年4月25日17点48分爆破时发生冲击地压现象, 本次动力现象有如下特征:
①长度5.6m, 前4.0m为全巷道堆积, 后1.6m为半巷道堆积, 突出总量约为46t。②突出物上部为一层破碎煤块, 无分选性, 其内部有少量碎煤。③从抛出的煤岩及堆积状态看, 无瓦斯通道。④抛出物表面及后部未见浮尘堆积。⑤现场观察动力源主要来自巷道左侧。⑥无明显分选现象, 煤体抛出角度接近自然安息角, 涌出瓦斯1280m3。⑦折合吨煤瓦斯涌出量为29.1m3/t, 接近煤层瓦斯含量。
2 综合指数法分析理论基础
2.1综合指数法理论
综合指数法是用统计学方法对一组相同或者不同的数值进行处理, 使不同性质及计量单位的数值标准化, 最终使之成为一个综合性的指数, 对工作综合水平进行评价, 利用最终的综合指数值对工作质量进行评价, 在这个过程中不限定指标的数目。
综合指数法可以作为矿井开采初期的综合评价方法, 也可以作为区域突出预测方法来使用。该方法主要是考虑地质条件和开采条件两个方面对冲击动力现象影响, 其中地质因素参考以往事故情况、采深、地质条件、顶板、煤岩强度及其冲击倾向性6个因素;开采因素主要参考采掘情况、采掘条件、采空区、等12个具体因素。在对以往冲击动力现象进行分析的基础上, 参考这两方面条件上述各因素的数值, 确定出其中各个不同因素对冲击地压发生的影响大小, 最终形成了可以对冲击地压危险程度进行确定的等级鉴定的综合方法。
2.2冲击危险的综合指数法
对于一个矿井的采区和工作面, 在分析地质条件和开采条件两个方面对冲击动力现象的影响程度的基础上, 利用综合指数法确定矿区的采区及各个水平及工作面冲击地压危险程度指数, 进一步确定冲击地压不同危险程度的区域以及应该重点进行治理的区域。
(1)
式中:
Wt——工作面的冲击地压危险程度指数, 用来确定冲击地压危险等级。
Wt1——影响冲击地压的地质条件评定指数。
Wt2——影响冲击地压的采矿技术条件评定指数。
参考冲击地压发生的机理和预测方法, 通过冲击地压危险程度的综合指数法可以将冲击地压危险等级分成以下5个级别。
一级:基本无危险
冲击地压危险指数Wt小于0.3。此时基本没有冲击尾箱, 矿区工作可以按相关规定进行正常开展。
二级:弱冲击危险
冲击地压危险指数Wt介于0.3和0.5之间。
三级:中等冲击危险
冲击地压危险指数Wt小于介于0.5和0.75之间。
四级:强冲击危险
冲击地压危险指数Wt介于0.75和0.95之间。这种情况下应当停止采掘工作, 将相关人员撤离, 并组织相关人员制定防突防冲办法, 对冲击地压进行有效防治。
五级:不安全
冲击地压危险指数Wt大于0.95。此时需要具体进行研究, 征求相关专家的建议确定出综合防治措施及方法, 并经过鉴定后才能进行后续作业, 在没有有效降低该局域冲击地压的危险等级之前, 不能进行采掘作业并封闭该区域的人员通行。
3 冲击、突出危险性实验室研究及分析
3.1取样及试件加工
在工作面选取煤样。煤样采集后, 立刻用塑料袋包装, 用封口胶带密封, 用木箱运至岩石力学实验室, 在实验室将煤样加工成Φ50*100mm标准试件。
3.2实验装置系统
实验系统由加载系统、载荷位移系统等组成。
其中加载装置采用由长春实验研究所生产高精度能控制加载速度及调节油压的CSS-400电子万能实验机主机、附件、计算机系统和德国DOLL电子公司生产的EDC120数字控制力学系统。
3.3实验过程及结果
实验是对煤样在自然状态下加载, 分别采用一次压坏、循环加载和分级加载。表1为煤样实验室实验结果, 从实验结果进一步利用综合指数法进行分析, 煤的冲击倾向弹性模量指数、冲击能量指数均表明该采区的冲击倾向性为中等冲击危险煤层。
3.4利用综合指数法进行采区危险评定
根据采区周围的地质条件, 分析地质条件中各个因素的冲击地压危险指数。各个指数对冲击地压发生所产生的影响程度等级评定见表1所示:
结合前面所做的冲击倾向性实验, 可知该采区总体上属于中等冲击危险。
4 结论
(1) 利用实验对采区深部的煤样进行动力倾向性测定, 根据测定结果进一步对该采区冲击地压危险程度进行等级划定, 并划定为中等冲击危险, 为采区提前做好防冲准备提供了理论依据。
(2) 建立了冲击地压的综合指数法。利用综合指数法确定矿区的采区及各个水平及工作面的冲击地压危险程度指数, 进一步确定冲击地压不同危险程度的区域以及应该重点进行治理的区域。
(3) 利用综合指数法进行采区危险评定, 结合冲击倾向性实验, 确定该采区总体上属于中等冲击危险, 为采区提前做好防冲准备提供了理论依据。
参考文献
[1]孙鑫, 等.“冲击型突出”一体化防治技术研究[J].西安科技大学学报, 2009, 11.
综合营养指数法 篇3
由于顶岗实习是学校利用社会资源实现人才培养目标的综合性实践课程, 具有管理主体多元、实习单位众多、地点分散、实习内容多样等特点, 加之实习指导教师人手不足、管理方式传统、制度不完善、考核体系不健全、评价方法不科学、校企共管机制不成熟等原因, 导致顶岗实习管理粗放, 企业偏重“顶岗”劳动, 学校缺失甚至放弃指导, 使顶岗实习的育人目标难以实现。
一、评价指标体系的构建
评价指标体系是开展科学评价活动的依据, 构建的指标体系科学与否, 是高职院校开展顶岗实习评价成败的关键所在。构建评价体系时, 为充分体现高职院校顶岗实习的特点, 本文从“工学结合、校企合作”的视角出发, 围绕提高学生核心职业技能与综合素质为中心, 依据能力本位和工作导向理论, 参照相关顶岗实习评价文献[2,3], 结合评价指标体系的全面、科学、可比性及可操作性要求, 邀请教学专家、企业管理人员、实习学生、专兼职指导教师等共同参与, 最终构建的评价指标体系由岗位任务、职业素养、职业能力、实习效果等4个一级指标, 下设12个二级指标, 详见表1。
二、数据来源与评价标准
为了实现对顶岗实习学生的全面、客观的评价, 采用了多元化的评价主体, 校企双方共同参与, 邀请了专兼职专业指导教师、企业管理人员和教学专家组成考评小组, 全面考察学生的顶岗实习情况。将构建的顶岗实习评价指标体系, 借鉴李克特量表的格式设计成问卷, 指标利用语义学标度分为5个测量等级:好、良好、一般、较差、差。为了便于计算, 将主观评价的语义学标度进行量化, 并依次赋值为5、4、3、2及1。
目前, 大多数学生参加分散性顶岗实习, 实习单位和实习岗位差异大, 学生掌握的技能也不尽相同。为了全面、客观地掌握学生的实习情况, 在实习结束后采用答辩的方式进行考核。考评小组成员根据学生实习单位的评价和答辩表现, 结合观察点和评价标准, 独立完成问卷, 给出每个评价指标的等级, 然后当场收回, 经统计汇总后, 计算出各分项指标的平均得分。同时, 为确保评价信度、效度, 减少主观随意性, 对回收的问卷进行有效性审查, 剔除个别带有较大随意性的测评表, 如各指标的选项全部填写一致则作废票处理, 不参与计算。某校机电类专业的12位参加顶岗实习学生的各项指标平均得分, 汇总后如表2所示。
三、应用综合指数法评价
综合指数法 (synthetic index) 是将一组指标值通过统计学处理转换成一个综合指数, 以正确评价工作效率、质量、管理等综合水平的一种方法。但综合指数的计算较为复杂, 没有统一的表达形式, 可根据实际问题确定计算模型, 可表示为各个指标的相加或相乘[4]。
综合指数法将评价指标作百分标比, 可用于比较不同分布类型数据, 综合考虑指标的变异度, 能定量反映不同评价对象的优劣情况, 结果直观。
(一) 指标指数化。
综合评价时, 常由于指标量纲的不同, 导致评价对象之间无法直接比较。应用综合指数法进行评价时, 为了消除量纲的影响, 需对指标的原始值作指数化处理。首先, 需区分原指标是属于“高优” (正向) 指标还是“低优” (负) 指标。“高优”指标是指数值越大越好, 而“低优”指标或是指数值越小越好。两类指标的指数化可以分别按照公式 (1) 、 (2) 计算:
“高优”指标:
“低优”指标:
式中, X为学生顶岗实习评价分项指标数据值;M可为分项指标的标准值、平均值、参考值或期望值。
学生顶岗实习评价指标体系中的各指标均属“高优”指标, 利用Excel软件, 首先对表2中的各原始指标数值按照式 (1) 进行指数化处理, M采用各指标的平均值, 学生顶岗实习各指标的指数化结果略。
(二) 指标权重的确定。
在模糊综合评判中, 指标权重是至关重要的, 它反映了各个指标在综合评价过程中所占有的地位或所起的作用, 直接影响到综合评价结果。本文在确定指标权重时, 采用专家估测法[5]。为提高指标权重的可信度、权威性和可接受程度, 在咨询教学专家意见之外, 邀请顶岗实习专、兼职指导教师和企业管理人员共同参与, 充分发挥他们的专业知识、实践经验、判断能力, 结合高职顶岗实习特点, 各自独立地给出各层评价指标的权重, 然后经统计汇总, 取其平均值作为各指标的权重。
由于评价指标为二层结构, 则二级指标的最终权重与其一级指标的权重有关, 采用乘积法得到各二级指标的组合权重, 公式为:
式中:wij为第i个指标在第j层的权重值;k为指标层数。
各指标的组合权重, 见表1。
(三) 加权综合指数计算。
充分反映各指标在综合评价中的重要程度, 利用Excel软件, 对指数化处理后的各指标数值进行加权计算, 权重系数采用表1中的指标组合权重数值。
加权综合指数的计算公式如下:
式中, wi表示学生顶岗实习指标组合权重, yi表示学生顶岗实习原始数据指数化后的数值。最终各顶岗实习学生的加权综合指数计算结果, 见表3。
综合指数值越大, 表示评价对象越优秀。因此, 根据综合指数值大小, 可得到各学生的顶岗实习质量排序。由表3可知, 学生SXS07的顶岗实习表现最优秀, 学生SXS01次之, 而学生SXS03的顶岗实习表现最差。结合学生的实际表现, 表明该评价结果是科学、合理、准确的。
四、结语
本文采用综合指数法来评价高职学生的顶岗实习质量, 无需利用专业软件或编写计算机程序, 只需运用Excel软件就能实现, 而且操作简便、评价结果直观, 能定量反映不同评价对象的优劣程度, 易被高校管理人员掌握, 具有较强的实用性、较高的推广价值。各高职院校可根据各自顶岗实习特点与不同的管理要求, 适当调整评价指标体系和权重, 使评价更加具有针对性、可操作性, 使评价结果更加符合实际, 有助于调动学生参加实习的积极性、能动性, 促进实习质量的全面提高。
摘要：本文根据高职院校的顶岗实习特点和高职人才培养目标, 首先构建了一套具有高职特色、科学合理的顶岗实习评价体系;然后阐述了综合指数法在高职学生顶岗实习评价中的具体步骤, 并依据综合指数数值对学生顶岗实习质量进行了优劣排序。结果表明, 该方法计算简便、结果直观, 是一种可靠、有效的学生顶岗实习评价方法。
关键词：高职学生,顶岗实习,指标体系,综合指数法
参考文献
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综合营养指数法 篇4
1 材料与方法
1.1 材料来源
随机选取苏州市姑苏区的7家对外开放的游泳场所,按GB/T17220-1998《公共场所卫生检测技术规范》[9]要求,于2014 年7 月对其进行监督采样。每家浅水区、深水区各采样1份。
1.2 检测指标
检测项目包括温度、p H值、浑浊度、尿素、游离性余氯、细菌总数及大肠菌群。按GB/T 18204-2000《公共场所卫生标准检验方法》[10]进行检测。
1.3 评价方法
1.3.1评价指标。
根据检测指标选择评价指标。并根据GB 9667-1996《游泳场所卫生标准》[11],建立分级标准如表1,统一各指标方向性使其均为逆向指标[12]。
其中Ci代表方向统一后的指标值;Xi代表指标实测值;Zi代表指标的优限值;此外,在计算中,当指标实测值超于优限值时,以优限值计,超出劣限值时,以劣限值计。指标优限和劣限值见表1。
1.3.2 各指标在评价中分指数计算[12]。
其中Ii代表指标分指数;Ijmin代表不同等级分值书最小值(I1 min=0.0,I2 min=0.5,I3 min=1.0,I4 min=1.5);Sij(1),Sij(2)代表指标等级分级标准下、上限。
1.3.3 计算综合指数[12]。
其中P代表综合指数;Iav代表各指标分指数算术平均值;S代表各指标分指数算术标准差;k是常数[12]。
n代表评价指标数
1.4 评价标准
参考WS/T 199-2001[11]:P≤0.5 为良好;P≤1.0 为合格;P≤1.5为较差;P≤2.0为很差。
2 结果
2.1 游泳池水水质监测结果
结果如表2所示,在2014年7月苏州市姑苏区游泳池水质监测结果中,温度、p H值和大肠菌群结果均为最优状态,对评价泳池水质无影响,因此,选择浑浊度、尿素、游离性余氯和细菌总数作为评价指标。
2.2 各家泳池水综合指数及判定分级
根据1.3 评价方法中的式(1)、 式(2)、 式(3)和式(4),计算综合指数。各家游泳池水综合指数结果,并根据1.4 评价标准进行分级,见表3。
以A家浅水区检测数据为例,计算综合指数步骤如下:
C浑浊度=0.25-0=0.25,C尿素=3.82-0=3.82,C游离性余氯=0.36-0.3=0.06,C细菌总数=1-0=1;
I浑浊度=0+0.5(0.25-0)/(3-0)=0.042,I尿素=1.0+0.5(3.82-3.5)/(5-3.5)=1.107,
I游离性余氯=0+0.5(0.06-0)/(0.1-0)=0.3,I细菌总数=0+0.5(1-0)/(100-0)=0.005;
Iav=(I浑浊度+ I尿素+ I游离性余氯+ I细菌总数)/4=0.3635,S=0.513,k=1.425
根据1.4 评价标准,0.5<P<1,由此判定其等级为合格。
3 讨论
目前,卫生行政部门出具的报告多采用单一否决制,即一项不合格即为全部不合格,这样的检测报告无法使经营者全面了解其存在的问题。本研究采用综合指数法对游泳池水质进行综合评价,能够明确其中的评价指标在评价结果中所占的权重,有利于泳池经营者有针对性的解决存在的问题。在本研究的监测结果中,游泳池水温度以及池水中总大肠菌群数均为最优水平,在分级排序中其结果对综合评价的无影响,因此不作为评价指标,如此可以解决综合指数法在评价游泳池水水质过程中,不能较好的处理平均分指数和最大分指数的关系[13]的问题。此外,考虑到游离性余氯含量标准要求是一区间范围,
超过或低于均为不合格,在制定分级其评价界限值时,选择了区别于其他指标的方式(见表1)。根据GB9667-1996《游泳场所卫生标准》[11]要求,各家游泳池水中的尿素和游离性余氯合格率较低,根据研究中的评价方法,其结果在评价过程中所占分指数较大,直接影响综合指数。此外,根据泳池水的综合指数值,可以对全区的泳池水质情况进行排序,让消费者自己选择,有利于促进经营者之间的竞争,进而增强其提升水质的动力。
摘要：目的 采用综合指数法评价苏州市姑苏区部分游泳池水水质卫生状况,为游泳池卫生监督管理提供数据参考。方法随机选取苏州市姑苏区的7家对外开放的游泳场所,按GB/T17220-1998要求,于2014年7月对其进行监督采样,选择恰当的评价指标,根据综合指数评价方法进行计算,得出相应的综合指数。结果 选择游泳池水的浑浊度、尿素、游离性余氯以及细菌总数作为评价指标,计算各家泳池水的综合指数,以A家浅水区水样为例,得出其综合指数P=0.631,按照相应的判定标准其水质质量为合格。结论 利用综合指数法选择适当的评价指标,可计算出游泳池水的水质的综合指数,从而能够全面了解池水的水质卫生状况,为游泳池的卫生监督管理提供参考。
综合营养指数法 篇5
在评价方法方面的研究,近年来湖泊生态系统健康评价主要有指示物种法和指标体系法。指示物种法依据对环境变化较敏感的动植物种群,如浮游动物[19,20]、鱼类[21]和底栖动物[22,23,24,25,26,27,28]等,利用其群落结构、生物量、物种丰度和多样性等[4]指标来判定湖泊生态系统的健康状况。指标体系法主要是借助数学模型[5,29]和数学方法[30,31,32,33],依据湖泊生态系统的特征和功能结构,选取多种指标来综合确定其健康状况[34,35],逐渐成为当前比较常用的方法。
评价指标方面的研究成果,主要包括两个方面的指标: 单一性指标和综合性指标。单一性指标包括浮游植物群落[36]、浮游动物群落[20]、底栖动物群落[15,37,38]和鱼类群落[39]等。综合性指标包括生物完整性指标、能质[40,41,42]、生物缓冲容量[42]、环境承载力[43]、综合健康指数[44,45,46]等。本文在总结已有研究的基础上,结合鲁湖生态系统的特点,尝试从水质和水生生物指标两个方面对鲁湖生态系统健康进行分析。
1 材料与方法
1. 1 研究区域与采样点设置
鲁湖地处亚热带季风气候区,位于武汉市中心城区及新城区交接处,距长江仅7 km,属沉溺型河迹洼地湖,原面积77. 1 km2,经围垦后现有面积44. 9 km2,长10. 2 km,最大宽7. 4 km,平均宽3. 9 km; 最大水深3. 5 m,平均水深2. 7 m,蓄水量1. 09 亿m3。入湖河流主要是区间溪流,调蓄后经新河口由鲁家闸入金水河排入长江。
依据鲁湖的地形特征,在研究区内共设置11 个采样点,其中湖内采样点为LH01 - LH07,出水口采样点为LH08 和LH09,进水口采样点为LH10 和LH11。湖内采样点中LH01 为浅水区(水深< 1 m),其余采样点为视为深水区(水深> 1 m)。
1. 2 样品采集与处理
2014 年11 月26 日- 12 月5 日对研究区域进行一次样品采集。现场采集1L表层水体进行理化指标监测,分析指标包括总磷(TP)、总氮(TN)、氨氮(NH3- N) 叶绿素a( Chla) 和高锰酸盐指数(CDDMn)。使用多参数水质测量仪(YSI - EXO2)现场测定水温、p H值、电导率和溶解氧和水深。透明度(SD) 用塞氏盘法现场测定。根据p H、DO、CODMn、NH3- N、TP和TN等6 项指标,根据 《地表水环境质量标准》 (GB3838 - 2002),采用单因子评价法对研究区水质进行等级划分,6 项指标中等级最低的指标决定水质等级。
依据《水和废水监测分析方法》(第4 版)[47]的要求进行底栖动物和浮游动植物的采集和保存,在显微镜(10 × 40 倍)下对浮游植物进行计数,根据 《中国淡水藻类: 系统、分类及生态》进行鉴定。底栖动物采用定量采集和定性采集相结合的方法,定量采集使用1 /16 m2的彼得逊采泥器,每个样点采集三个重复样品,后合为一个样品分析。同时进行定性采集,使用手抄网(40 目)采集3 个小样方,约1 m2。根据研究区的现有研究结果,在LH01、LH02、LH05 和LH06 处采集底栖动物。浮游植物标本鉴定至科,底栖动物标本鉴定至属,并记录每个分类单元出现的个体数。
基于以上数据,计算浮游植物多样性指数、浮游植物生物量、浮游动物生物量、底栖动物生物量和底栖动物多样性指数。
很多文献中采用底栖动物完整性指数(B - IBI)对河流进行健康评价[48],但是溪流中常见的如EPT等(Ephemoptera浮游目、Plecoptera積翅目、Tricoptera毛翅目) 在湖泊中很少见,所以本文引用Shannon - Wiener多样性指数He和底栖动物密度来反映底栖动物的均匀程度。
Shannon - Wiener多样性指数He[24]:
式中: ni———第i种物种的密度
N———总密度
Shannon - Wiener指数规定的水质标准为He > 2 为清洁; 1~ 2 为轻度污染; 0 ~ 1 为重度污染[27]。
1. 3 基本数据
表1 中列出的监测结果表明,研究区表现为典型的营养物超标。氟化物、氰化物浓度和p H值稳定,所有样点的监测值都在I类水质标准以下,其余监测指标变化范围较大,说明研究区水质整体表现不稳定,而TP、TN、NH3- N和CODMn的浓度值在部分样点达到V类水质标准,表明这些区域水体污染较严重。
有研究表明浅水湖泊中,水- 泥界面的相互作用强烈[49],为了进一步分析研究区上覆水与表层水体营养物质之间的相互关系,选取湖内具有代表性的样点进行上覆水水质监测,将上覆水和表层水的TN和TP监测值对比(图2)。
1. 4 指标筛选
将表1 中所列候选指标进行Pearson相关性分析,检验个指标所反映的信息独立性。文中以| r | > 0. 8 表示两指标间高度相关,筛选出高度相关指标中的一个作为参考指标。分析结果列于表2 中,TP与TN高度相关,两者均为重要的水化学评价指标,予以保留; NH3- N与TN、TP和CODMn均高度相关,应删除; 底栖动物密度与浮游植物密度高度相关,但两者都是重要生物指标,予以保留; p H值与浮游植物密度及DO均高度相关,应予以删除。最终确定以TP、TN、CODMn、SD、Sp Cond、Chla、氟化物、DO、浮游动物密度、浮游植物密度、和底栖动物密度等11 个指标对研究区水质健康进行评价。文中的Pearson相关性分析使用SPSS 18. 0 软件进行分析。
1. 5 评价方法
综合健康指数法能定量地评价湖泊生态系统的健康状态,在0 ~ 1 之间取值。为了更清楚地描述健康状态,将CHI值划分为5 个区间: 0 ~0. 2; 0. 2 ~0. 4; 0. 4 ~ 0. 6; 0. 6 ~ 0. 8; 0. 8 ~1. 0,它们分别对应着病态、一般病态、亚健康、健康、很健康共5 个健康状态。计算公式如下:
式中: n———评价指标个数
ωi———指标i的权值
Ii———指标i的归一化值
在确定评价指标的权重时,采用熵权法尽量消除各指标权重的主观性,使评价结果更符合实际。计算步骤如下:
(1) 构建n个样本m个评价指标的标准化矩阵
(2) 将标准化矩阵归一化处理,得到归一化判断矩阵B,B中元素的表达式为:
式中: xmax、xmin———同指标下不同样本中最满意者或最不满意者(越小越满意或越大越满意)
(3) 根据熵的定义,n个样本m个评价指标,可确定评价指标的熵为:
为使lnfji有意义,当fji= 0 时,根据水质评价的实际意义,可以理解fji为一较大的数值,与fji相乘趋于0,故可认为也等于0,这显然与熵所反映的信息无序化程度相悖,不切合实际,故需对fji进行修正,将其定义为:
(4) 计算评价指标的熵权W
2 结果与分析
2. 1 综合健康指数
根据前文综合健康指数的计算方法和筛选出的各评价指标对研究区各样点进行评价,结果列于表3 中。样点LH02 -LH07 亚健康状态,其余各样点均为一般病态。其中,进水口样点LH10 和LH11 评分最低,其次是浅水区样点LH01 及出水口样点LH08 和LH09。结合研究区水质指标可知,入湖水体携带较高浓度的氮、磷等营养物质进入湖区,经过湖区生态系统很大程吸度的收利用后,湖内区域水体整体呈现出优于入湖水体的一般病态状况,表现为亚健康,由于出水口处的人为干扰导致出湖水体健康状况下降。
2. 2 水质指标
结合本次监测指标项目和 《地表水环境质量标准》(GB3838 - 2002) 表1 中规定的基本项目,水质指标中,研究区的主要主要污染因子是TP、TN、NH3- N和CDOMn。样点LH01 和LH10 水质类别均为V类或劣V类,TP和TN超标近9 倍,NH3- N超标近7 倍,而LH01 是靠近进水口LH10 的样点,这说明研究区的进水水体污染较严重。其余样点中,除LH09 为V类水外,均为III类或IV类水,整体水质较差。LH09 为出水口样点,水质差主要是因为该点附近有捕鱼活动,底质扰动剧烈,导致该区域的水质较差。其余各样点因处于中心区域,水深相对较深(1. 5 ~ 2. 5 m),湖泊生态系统受干扰程度较小,因此相对较好。对于所有样点而言,除以上四个主要污染因子外,其余如氟化物、氰化物等指标浓度较低,满足I类水质要求。
2. 3 生物指标
2. 3. 1 浮游植物指标
经形态鉴定,各样点浮游植物共检出8 门,10 纲,22 目,32 科,52 属。其中,种类最为丰富的是绿藻门和硅藻门,分别占总数的48% 和25% 。所有样点中主要的优势种为小环藻、舟形藻、针杆藻和直链藻。
通过分析水质监测数据、浮游植物密度及浮游植物多样性之间的关系(表4),发现尽管研究区浮游植物密度整体上差距很大(23. 5 × 105~ 331. 5 × 105ind / L),但是浮游植物多样性却保持在1 ~ 2 之间与通过多指标的综合健康指数分析得出的结果不一致,这是由于入湖水体与出湖水体的流速较大,浮游植物密度受到很大影响。
2. 3. 2 底栖动物指标
由于底栖动物长期生活在底质中,迁移能力弱,生存环境相对稳定,当生活环境受到干扰和外来压力发生改变乃至退化时,其群落结构会发生相应的改变。不同种类的底栖动物对生活环境的敏感性和耐污能力不同,因此,利用底栖动物的群落结构、生物量及多样性等参数可以从一定程度上客观的反应水环境的污染情况。本次研究共采集并坚定出的底栖动物分类单元共13 种,包括3 门( 环节动物、软体动物、节肢动物),3 纲,4 目,13 属,其中软体动物门1 种,寡毛类2 种,双翅目9 种,毛翅目1 种。检测结果显示,底栖动物种类较少,优势种突出,摇蚊生物量在底栖动物总量中的比例高达97% ,其中长足摇蚊属占42. 6% 。
通过比较底栖动物密度、底栖动物多样性和水质条件(表4),可以发现通过底栖动物密度和底栖动物多样性得出的水质条件与综合健康指数法得出的结果较一致,说明可以考虑用底栖动物可以作为指示物种对本研究区进行水质健康评价。
3 讨论
本研究选取了11 个具有代表性的监测样点对鲁湖的水质和水生生物进行了分析,并从这些指标中筛选出11 个相对独立的指标,通过综合健康指数法对水质进行健康评价。结果表明,研究区整体水质都受到一定程度的污染,表现出氮磷等营养物质超标、浮游植物多样性低、底栖动物密度小多样性单一等问题。其中入湖水体、浅水区和出湖水体表现为一般病态,其余湖内水体表现为亚健康状态。结合各样点上覆水(表2)和表层水的水质指标,出水口LH09 处TN和TP含量均比最近的两个样点LH06 和LH07 的含量高,附近区域捕鱼活动引起沉积物的营养物质释放是主要原因。浅水区LH01 处表层水体与上覆水的TP、TN含量相差不大,说明这片区域水体可能经常有人类活动干扰,这也可以通过该样点底栖动物密度低和多样性单一得到验证,同时说明底栖动物指标与综合健康指数法在研究区具有较好的一致性。但是,考虑到研究区局部区域人类活动干扰强度大、频率高、底栖动物物种较单一等因素,是否能结合底栖动物完整性指数来综合评价水质健康,还需要在后期开展的工作中进一步研究。
4 结论
本文以武汉鲁湖为研究区,对水质和水生生物进行了分析和讨论,并筛选出部分具有代表性的指标进行综合健康分析。结果表明本次研究期间,入湖水体引入高含量的N、P等营养物质,同时由于部分区域捕鱼活动剧烈,导致浅水区域和出水口附近水质状况较其他区域差; 浅水区的人类活动使得底栖动物密度降低、多样性单一。
由于局部区域的人类活动干扰强度较大,底栖动物多样性较单一,以底栖动物作为指示物种来评价研究区水体健康具有一定的局限性。本文用基于熵权的综合健康指数法原理简单、计算方便,各指标权重的确定比较客观,适用于本研究区的水生态系统健康评价。
摘要：2014年秋季,对鲁湖的水质和水生生物(浮游动物、浮游植物和底栖动物)状况进行了一次考察,结合综合健康指数法分析了湖泊的生态系统健康。结果表明,湖内深水区水体水质状况相对较好,入湖水体、人类活动干扰强度较大的浅水区域水体健康状态较差,表现为水质营养物质严重超标,底栖动物密度较低、多样性单一;出湖水体健康状态也较差,主要是因为附近区域有人类活动的干扰,与上覆水的水质监测结果一致。
综合营养指数法 篇6
1 材料与方法
1.1资料来源随机选取2014年12月份苏州市姑苏区的5家普通旅店、招待所客房的监督采样数据作为原始数据, 均按GB/T17220-1998《公共场所卫生检测技术规范》[5]要求规范采样。
1.2 监测指标包括室温、 一氧化碳、 二氧化碳、 空气细菌数、台面照度和茶具细菌总数。 见表1。 所有指标均是按GB/T 18204-2000《公共场所卫生标准检验方法 》[6]监测所得。
注: 清洁大气中CO2浓度和人体肺泡内CO2浓度均为0.03%~0.04%, 因此CO2优限值应定为0.03%或0.04%较为合理;但这样计算量会增加很多, 但对评价结果影响却很小;其他一些逆向指标也有类似情况;因此为简便计算, 建议逆向指标优限值均取0.00
1.3 评价方法
1.3.1 建立评价指标的分级标准从监测指标中选择评价指标, 并依据GB 9663-1996 《旅店业卫生标准》[7], 建立分级标准 (表1) 。 统一各指标方向性, 使其均为逆向指标。
其中Ci为方向统一后的指标值;Xi为指标实测值;Zi为指标的优限值;注意:当指标实测值超出优限值时, 以优限值计, 超出劣限值时, 以劣限值计;分级标准同理进行方向性统一。
1.3.2计算分指数
式中, Ii为指标分指数;Ijmin为不同等级分指数最小值:I1min=0.0, I2min=0.5, I3min=1.0, I4min=1.5;Sij (1) , Sij (2) 分别表示方向统一后的指标等级分级标准下、上限。
1.3.3计算综合指数
其中P为综合指数;Iav为分指数算术平均值;S为分指数算术标准差;k是常数 (n代表评价指标数) 。
1.4 评价标准参照 《 公共场所卫生综合评价方法 》WS/T199 -2001[8]:P≤0.5 为一级 ( 良好) ;P≤1.0 为二级 ( 合格) ;P≤1.5 为三级 (较差) ;P≤2.0 为四级 (很差) 。
2 结果
2.1旅店卫生监测指标和监测结果如表2所示, 五家普通旅店、招待所监测结果中, 一氧化碳结果均为最优状态, 对评价模型无影响, 因此, 选择室温、二氧化碳、空气细菌数、台面照度和茶具细菌总数作为评价指标。
2.2 各旅店卫生质量综合指数及判定分级根据1.3 评价方法中的公式 (1) 、 (2) 、 (3) 、 (4) , 计算各旅店卫生质量综合指数结果, 并根据1.4 评价标准进行分级, 见表2。
以A旅店监测数据为例, 综合指数计算步骤如下:
根据1.4 评价标准, P≤1.5, 由此判定A旅馆等级为三级 (较差) 。 以此类推, 得出其他旅店的综合指数。 见表3。
3 讨论
在对公共场所室内环境常规监测中, 我们关注的是每一个指标的合格率, 无法从整体上判断一个旅店环境质量的好坏, 也无从知晓每个指标对整体环境的影响大小。 综合评价法则可评价室内整体环境质量。 本次研究中的监测指标原始数据显示, 一氧化碳的质量均处于最优, 考虑到对评价模型无影响, 仅将其余5 个指标选为评价指标, 可见综合指数法在实际应用中具有一定灵活性。 此外, 质量指数的数值越大, 反映综合污染越严重。 本次评价结果显示, 五家旅店中A旅店的环境卫生质量较差, 等级为三级, D旅店等级为一级, 其余三家等级均为二级 (合格) 。 由表3 可以看出室温和二氧化碳分指数所占权重较大, A和C两家旅店温度分指数均超标, 究其原因是因为普通旅店经营者为降低成本, 不愿一直开着空调去维持恒温环境, 从而使得室温无法达标[9]。由此可见, 综合指数评价法能更为直观的评价室内环境卫生质量, 根据分指数可以更直观的看出每项评价指标在综合指数中所占权重的大小, 从而使得经营者可以有针对性的去改善存在的问题。 本次评价中, 默认所有的指标权重是相等的, 在以后的评价模型建立中, 评价指标的选择、指标权重、分级界限值等都是值得重点考虑的因素。 同时根据公共场所类别、对健康的影响程度等因素进一步完善评价模型, 确保综合指数评价模式稳定性。 在此基础上, 将综合指数评价法应用在其他公共场所的环境卫生质量评价中, 为我区的公共场所卫生管理提供更为科学的参考依据。
摘要：目的 采用综合指数法评价辖区部分旅店环境卫生质量, 为公共场所卫生监督管理提供数据参考。方法 随机选取2014年12月份姑苏区5家旅店客房监测数据, 从中选择恰当的评价指标, 应用综合指数评价方法算得相应的综合指数。结果 选择空气质量中的温度、二氧化碳 (CO2) 、台面照度、空气细菌数、茶具细菌总数作为评价指标, 计算各旅店卫生质量综合指数, 五家旅店中A旅店综合指数为1.010, 等级为较差, D旅店等级为良好, 其余三家等级均为合格。结论 综合指数法是一种客观有效的评价模式, 通过计算出公共场所环境卫生的综合指数, 从而能够全面了解公共场所的卫生状况, 促进公共场所环境卫生的健康发展。
关键词：综合指数法,公共场所,环境卫生评价
参考文献
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[8]中华人民共和国卫生部.公共场所卫生综合评价方法[S].北京, 中国标准出版社, 2001.
综合营养指数法 篇7
通常核心作者应具有2个重要特征,一是在学科内具有不可替代性即重要性,二是在学科内具有突出影响力。在文献计量学中,用于测评核心作者的指标有2个,一是发文量(重要性评价),二是被引量(影响力评价)。以往关于核心作者的界定大多只从发文角度考虑,这种单项指标(发文量)的测评仅关注论文数量的积累,而忽视了论文的质量,其测评的结果也往往是片面的。有鉴于此,赵基明在对《中国图书馆学报》的核心作者测定中即提出核心作者入选的关键标准在于其论文是否对本学科的研究与发展发挥了较大的作用,主张以论文的被引量对核心作者进行测评,提出依据期刊的h指数的贡献文章来测定核心作者[1],此种方法有利于揭示高被引论文作者对期刊的贡献,但由于学术期刊的h指数仅对作者的单篇高被引论文敏感,而无法对作者的整体情况进行测评,仅适应于小范围的作者,无法较为全面客观地对期刊作者进行测评。可见,无论是发文量还是被引量的测评,单一指标的测评结果都存在相对的局限和偏颇,而利用综合指数法则能够很好地避免这种误差。综合指数法是一种以正负均值为基准,求每项指标的折算指数后再汇总成综合指数,然后按其大小对参评对象进行排序与评价的方法。综合指数表明不同计量单位的两个或多个指标的综合水平,值大者为佳,最大者则为最优[2]。利用综合指数法测定核心作者时则不仅考虑发文量,而且考虑论文的被引量,测评结果将会更趋合理。本文以《图书馆建设》为例,选取作者发文量和被引量两个指标,运用综合指数法计算作者的综合学术水平值,并依据其排序来确定《图书馆建设》期刊的核心作者,并对测评结果进行分析评价。
1 数据来源和研究方法
借助中国知网(CNKI)的“中国学术期刊网络出版总库”统计《图书馆建设》1992—2009年的作者发文数及被引频次,其中所统计发文不含简讯、会议摘要、声明、通知等,并着重统计独立作者和第一作者的发文情况和被引情况。依据普赖斯定律确定《图书馆建设》1992—2009年核心作者候选人的入选标准,对选定的候选人样本数据采用综合指数法测定出《图书馆建设》1992—2009年的核心作者群。
2 核心作者测评结果及分析
2.1 核心作者候选人的确定
以往的文献中通常采用普赖斯定律确定的作者的最低发文数作为核心作者候选人入选标准。笔者认为核心作者的测定需要综合考虑作者发文量和被引量,而核心作者候选人作为测定的样本数据也应该避免单一指标的偏颇,应综合考虑作者发文量和被引量。因此,入选核心作者候选人的标准有两个,一是最低发文数,二是最低被引量。在对《图书馆建设》核心候选人的样本选择时,笔者借鉴普赖斯定律来确定核心候选人的最低发文量和最低被引量,只要符合以上之一要求的作者即可作为核心作者候选人进入测评样本。
1992—2009年《图书馆建设》以第一作者(含独立作者)发文最多的为19篇,依据文献计量学中著名学者普赖斯(PRICED)所提出的计算公式[3]进行统计:
按照取整选择即发表4篇或4篇以上论文的作者入选为《图书馆建设》的核心作者候选人。
1992—2009年《图书馆建设》作者发文被引频次累积最高为360次,借鉴普赖斯定律确定出核心作者候选人的发文累积最低被引量为:
即发文累积最低被引15次或15次以上的作者可入选为《图书馆建设》的核心作者候选人。
对符合以上两个标准的作者进行统计并查重,最终确定《图书馆建设》核心作者候选人为497位。这些核心作者候选人共计发文1457篇,占《图书馆建设》全部发文数的26.30%,其中所发文的被引篇数为1050篇,占《图书馆建设》总被引篇数的46.31%;核心作者候选人的总被引频次共计12266次,占《图书馆建设》总被引频次的57.38%,反映出这些作者对《图书馆建设》和图书情报学科领域的重要贡献。
2.2 核心作者测评
2.2.1 测评指标
发文指标:核心作者候选人的发文指数。其中发文平均数为所有核心作者候选人的发文平均值。1992—2009年《图书馆建设》497位核心作者候选人共计发文1457篇,因此,发文平均指数
被引指标y:核心作者候选人发文被引指数。即为核心作者发文被引平均数。1992—2009年《图书馆建设》497位核心作者候选人发文被引频次共计12266次,因此,人均发文被引平均指数
2.2.2 测评指标的相关性分析及指标权重设置
综合指数法可以同时考虑两个或两个以上指标,除了指标本身的选择外,其中各个指标的权重设置也非常重要。以往文献注重发文量,忽视被引量,将两者指标权重设置为0.7和0.3,对作者重要性评价的关注远高于其影响力评价,显然对作者的发文量和被引量的关系考虑不够客观[4—5]。
发文量和被引量是文献计量学评价体系中两个最基本指标,通常一般作者的发文量和其被引量相关性较差。如果单独以发文量确定核心作者,则仅注重了量的积累,而忽视了论文的质量评估;必须把发文量和被引量两者结合分析,才能尽量避免偏颇。利用相关函数,计算出《图书馆建设》1992—2009年间497位核心作者候选人发文量与被引量的相关系数r为0.2286919,如图1所示。
根据统计学知识,《图书馆建设》核心作者候选人的发文量与被引量呈低相关,即发文量大,被引量不一定大;发文量小,被引量却不一定小。因此,在运用发文量和被引量两个指标对核心作者进行测评时应同时考虑作者的发文数量和质量,赋予两者同样重要的评价程度。为此,笔者将发文量和被引量权重值分别定为0.5和0.5,按以下方法计算每个核心作者候选人的综合指数:
根据此式计算即可得出每一位核心作者候选人的综合学术水平值。例如,第一位核心作者候选人蒋永福的综合学术水平值为:
2.2.3 测评结果
运用综合指数法对《图书馆建设》1992—2009年497位核心作者候选人的综合学术水平值进行测评,其中综合学术水平值大于等于100的作者共计161位(见表1所示),他们即为《图书馆建设》1992—2009年的核心作者。
2.3《图书馆建设》1992—2009年核心作者分析评价
运用综合指数法我们得到综合水平值大于等于100的《图书馆建设》1992—2009的核心作者共计161位(如表1所示)。利用相关函数,对以上161位核心作者的发文篇数、被引频次和综合指数的相关性分析可知:其中核心作者的发文数与被引频次的相关系数为0.136748,表明单个核心作者的发文篇数与其被引频次相关性较弱;核心作者的发文数与综合学术水平值的相关系数为0.658787,表明其相关性显著,而核心作者的被引频次与综合指数的相关性尤其优于前者(为0.835165)。可见,运用作者发文篇数和被引频次能够较好地测定作者的学术影响力和贡献力。对表1所测定的《图书馆建设》1992—2009年的核心作者进行统计,得出以下结论:
(1)1992—2009年《图书馆建设》已培育了一支较为强大的核心作者队伍,这些核心作者不仅提升了该刊的权威性和学术影响力,同时也为图书情报专业领域的发展贡献重要的力量。在核心作者队伍中,既蘘括了图书情报学界的具有影响力的专家学者,如蒋永福、李国新、程焕文、柯平、马海群、范并思、王知津等高等院校图书情报领域的知名教授学者,同时也吸引了大批公共图书馆、高校图书馆和科研院所的研究者如邓福泉、董绍杰、王宗义、王世伟、杨挺、初景利、师丽梅、王盛茂等;由此可见,《图书馆建设》具有较为显著的人才优势,不仅吸引了大批专业研究学者的关注,同时也成为图书馆职业领域研究者的重要耕耘领地。
(2)161位核心作者中30%来自黑龙江省,其次是北京、武汉、上海、广东和江苏等5个地区。说明黑龙江省的作者是该刊的核心作者的主要来源地,有着重要的地缘优势。而其余5个地区则是图书情报领域研究的热点区域,可见《图书馆建设》的辐射力和影响力在不断扩大。
(3)科学研究具有延续性,越是发文量高、被引频次高、持续研究时间长的作者,他的学术水平影响力越大。1992—2009年《图书馆建设》的161位核心作者中,有26.71%的核心作者的科学研究时间持续在10年以上,他们也同样是《图书馆建设》的忠实作者。2000年以后则有70余名新涌现的核心作者,他们的潜力巨大,相信在未来将为《图书馆建设》和我国图书情报专业领域的学科研究贡献更大的力量。
3 结语
依据普赖斯定律确定作者最低发文量和最低被引量两个标准能够较为全面合理地选择期刊的核心作者候选人样本数据,而综合考虑作者的发文量和被引量、设置合理的权重并据此运用综合指数法测定核心作者候选人的综合学术水平值则对核心作者的测定更为合理客观。
通过对《图书馆建设》1992—2009年核心作者的测定与分析可知,作为图书情报学的核心期刊,《图书馆建设》不仅吸纳了来自专业研究者的关注,同时也辐射到图书馆研究的各个职业领域,发表了一批颇有影响力的高质量的学术论文,同时也培育了一支高质量的核心作者队伍。正如李国新教授所言:期刊是“办”出来的[6],一流的期刊需要一流的作者,而优秀的作者同样离不开期刊的精心培育,作者与期刊的相互呼应、忠实信任将有利于学术期刊和学科研究科学地可持续发展。
摘要：核心作者是对本学科研究的发展具有较大贡献的科研人员,同时也是期刊学术影响力、竞争力的重要贡献者,他们影响着期刊的生存与发展,对核心作者进行测评有助于学科研究和学术期刊的发展。本文以《图书馆建设》为例,利用中国知网学术期刊出版总库统计该刊1992—2009年的作者发文和被引情况,依据普赖斯定律确定核心作者候选人的最低发文量和最低被引量遴选出《图书馆建设》核心作者候选人497位,并结合作者发文量和被引量两个指标运用综合指数法测定出《图书馆建设》的核心作者为161位,并对测定结果进行分析评价。
关键词：综合指数法,普赖斯定律,核心作者,《图书馆建设》
参考文献
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