一 : 分析影响网站访问量的三大因素

　　

 

　　昨天晚上去兄弟家玩，发现他的老婆在看SEO相关的书籍，很是惊讶，虽然她在一家软件公司上班，但并非圈子里人，也没有转行要入本圈的意思，因为他的专业本来就很好，工资也不低，从与她的聊天中了解到，原来她的工作除了本职外，还想把公司的PR值提得更高，把访问量拉得更大…

　　一个小女孩知道SEO这几个字不易，知道PR及它的用途更不容易，但不管概念如何，如何去操作，目的只有一个，就是提高自己网站的访问量，达到预期目的。就提高访问量，根据我个人的想法与理解，谈谈自己的想法：

　　一、搜索引擎很重要，称得火箭比大炮 可以这样说，如果你的网站从各种搜索引擎来的流量很少、甚至没有，那么你的网站就很失败，非常的失败，除非你的网站是属于隐私、孤芳自赏，不希望更多的人访问的。从我对本公司的大型门户网分析，就算你网站有一大批忠诚的用户，来自搜索引擎的流量至少也要超过50%才算正常。否则流量肯定上不去。目前我的小站来自搜索引擎的流量达60%左右，至于怎么去优化搜索引擎，大家可以参看低一度的博客，他的分析非常的好，很值得学习与收藏。

　　二、内容是金，忠诚的用户是银 假设一个网站，进入后，没有任何东西，或者大部分是拿来主义，那么我相信他的网站流量不会太高，因为搜索引擎可能会排斥它、用户来了后会反感它，更不会有忠诚用户。从排名靠前的高流量的网站来看，它们要么有资源，要么有实用性，要么就是有可玩性等等，反正内容必须得经典，得常更新。内容好，实用，好玩，那么会带来一批忠诚的用户，他们会为稳定你的流量起到关键的作用。他们的访问，也会反影响搜索引擎对你网站的重视。所以内容是金，忠诚的用户是银。

　　三、推广是补药，它会引入更多新鲜血液 可以说，从搜索引擎来的流量，基本与它们对你网站收录的资料多少成比，中间有一个基本固定的平衡因子，同时，忠诚用户也是基本固定，或者增长很慢。所以到一定程序的时候影响网站流量的因素可以是推广。推广它可以影响搜索引擎、它能带来新的用户、新的用户中有一部分成为你网站的忠诚用户…所以说，推广是补药，它会引入更多新鲜的血液。

　　本文出自：Voland的技术博客。

二 : 对城市化水平影响因素的计量分析

【摘 要】本文根据1999年至2010年间上海的主要经济数据，利用相关性系数和回归模型，分析外商直接投资、固定资产投资、人均GDP对城市化水平的影响程度，最后提出一些能够加快城市化的建议。

【关键词】上海；城市化；回归分析
一、研究主题
在上(www.61k.com）世纪20年代，“城市化”一词最早开始出现在研究著作中。不同的学科对城市化有不同的理解和界定。经济学家侧重于由产业革命引起的人口在城市集中的角度阐述城市化。城市化程度是一个国家经济发展，特别是工业生产发展的一个重要标志。到2003年底，我国城市化率比世界平均低10％，比世界发达国家平均低30％。我国是世界上人口最多的发展中国家，为了能顺利过度到全面小康社会，就必须加快城市化建设的步伐，发挥城市的中心辐射作用。城市化毫无疑问将成为我国经济的重要推动力与增长点。本文就通过建立回归模型，对影响城市化率的因素进行分析，试图找出对城市化影响较大的因素。
二、文献回顾
王常雄（2004）在《对我国城市化驱动因素的实证分析》一文中分析2001年我国22座城市的数据后指出，人均GDP，第三产业比率、房地产投资额和外商直接投资都与城市化水平有较高的相关性。GDP增长率、第二产业的比重、固定资产投资额、受高等教育比率相关性较低，并因此得出结论：依靠第二产业的发展来拉动城市化的效果不明显，城市教育水平与城市化水平也没有关系。试图在不改变产业结构和没有制度创新的条件下依靠经济总量的增加来提高城市化水平的观点也是不合理的。而发展第三产业，加大经济对外开放都对我国的城市化进程起到了积极的作用。吴俊、邹礼瑞（2006）在《上海城市化发展与产业结构调整的互动关系分析》中，通过对比日本、美国、墨西哥、香港、上海的城市化发展与产业结构调整情况后指出，城市化在加速发展阶段，政府应支持第二产业的发展，城市化进入后期阶段后，政府政策应当对第三产业倾斜。并建议上海重点发展第三产业中的非传统行业。蒋伟、曹荣林（2010）在《FDI与城市化水平的相关性分析》中对江苏省13个地区的外商直接投资与城市发展的相关数据进行相关性分析之后得出结论，外商直接投资对城市化发展有着较强的促进作用。从上述的文献中可以得出，经济发展水平、第三产业和投资对城市化的贡献得到学界的广泛关注，但这些因素对城市化发展的作用大小还有待进一步的研究。
三、模型设定与分析
分析方法：本文采用1999年至2010年间上海FDI的存量，FDI的增量，固定资产投资额，人均GDP这四个指标的数据，并且假定其他因素对城市化率的影响很小，然后采用相关性分析和线性回归分析，解释这四个因素分别各自对城市化率的影响程度。具体指标的设定与解释如下：（1）城市化率（Y，单位：％）即城镇人口比重，被解释变量。城市化率的数据用1999年至2010年上海非农业人口占总人口的比率表示。数据来源于2011年上海统计年鉴。城市化率越高，表明社会的进步程度越高。（2）增量FDI（X1，单位：亿美元）即各年度外商在上海实际投资额。FDI的流入构成了城市中总投资的一部分，而增量的FDI能够反映外商在上海投资所能够起到的短期效应。增量FDI的数据取自1999年至2010年各年度上海统计年鉴中直接吸收外资情况表。（3）存量FDI（X2，单位：亿美元）即外商在上海实际投资额至该年年底的累积额。FDI是经济全球化的重要载体之一，随着我国开放程度的加大，全球经济对我国发展的促进作用也会愈加显现。存量FDI的数据也同样取自2011年上海统计年鉴。（4）固定资产投资额（X3，单位：亿元）：固定资产投资能够反应城市基础设施的建设，房地产开发，是工业化的体现。固定资产投资额数据同样取自2011年上海统计年鉴。（5）人均GDP（X4，单位：元/人）：人们普遍认为，在城市化进程中，经济的增长对城市化的影响较大，经济发展程度越高，城市化水平也越高。因此，随着收入水平的提高，城市化率也会逐渐上升。所以我们能够通过提高经济发展来提高城市化水平。人均GDP数据也可以从上海统计年鉴中得到。
EVIEWS线性回归分析：
从一元线性回归模型的结果中可以看到增量FDI与城市化率的拟合优度为0.89。可以说明存在一定的线性关系。但线性关系并不十分的强。而存量FDI与城市化率的拟合优度接近0.91。存在一定线性关系。并且与增量FDI相比，存量FDI对城市化率的相关性更强。这也说明存量上的FDI对城市化发展的贡献促进作用要大于增量上的FDI对城市化作用。
固定资产投资额与城市化率的拟合优度接近0.96。说明存在较强的线性相关性。城镇的建设非常依赖于固定资产的投资。人均GDP与城市化率的拟合优度为0.95，存在较强的线性相关性。可以说城镇化水平的提升和人均的GDP的增长有着密切联系的。
四、结论与建议
从上述的分析中可以看出，外商直接投资、固定资产投资、人均GDP都与城市化率有较强的相关性。基于上述的分析，具体的建议如下：（1）加大经济的对外开放程度。城市化进程需要大量资金的支持，而外商直接投资能够带来所需要的资金，是推动城市化进程的一股重要力量。另外，基于国际分工和区域分工的产业选择和发展对城市化有很大的促进作用。对外开放促进了城市的市场化进程，减少了市场扭曲的程度，随着经济全球化的进一步深化，外商投资对城市化发展的促进作用也会不断的增强。所以每个城市应以对外开放为契机，通过对外开放来促进城市的发展，提高城市化水平。（2）加大城市基础设施建设的投入。基础设施包括公用事业、公共工程，涵盖交通、电力、电信、供水、文教、医疗等方方面面的问题，在这些方面做得更好的往往是城市化程度较高的地区。要发展城市就必须在城市配套设施上做得更好，让更多的居民能够享受到城市化带来的便利与高效。不过需要特别注意在固定资产投资规模扩大的同时，不能造成环境污染等问题，保持可持续的发展。（3）积极发展第三产业、促进城市化建设。相比第二产业，第三产业的发展更能推动城市化发展。与发达国家的城市化相比，我国的三次产业的结构还很不平衡，突出体现在第二产业的比重太大，而第三产业所占的比重仍然太小。第三产业具有较大的就业空间，对提高我国的整体就业率也有很大的帮助。大力发展第三产业，都够使我国在产业布局，产业结构方面进行升级。因此，要积极发展第三产业，促进我国的可持续的发展。
参 考 文 献
[1]王常雄．对我国城市化驱动因素的实证分析[EB/OL]．http://rurc．suda.edu.cn/ar.aspx?AID=499．2004
[2]蒋伟，曹荣林．FDI与城市化水平的相关性分析——以江苏省地级市为例[J]．信阳师范学院学报（自然科学版）．2010，23（2）：254～256
[3]吴俊，邹礼瑞．上海农村城市化发展与产业结构调整的互动关系分析[J]．安徽农业科学．2006，34（2）：355～357
[4]代芳宇．中国特色城市化战略道路的选择之我见[J]．企业导报．2009（4）
[5]姜鑫，李昌宇．基础设施投资与经济增长的相关性分析[J]．北方经贸．2010（10）：3～5

三 : 12协变量的不均衡对协方差分析的影响

?１５８?

主旦卫蕊筵进热ＱＺ生§旦蔓蛰鲞夔呈翅

协变量的不均衡对协方差分析的影响

第疆军隧穴学羹擞统诗学教磷凝（７ｌ蛰ｅ３２）王陵

夏缭来矗李蹲遐予襞蒜美素珍

【掇要】

且的探讨协变量的不均衡对协方差分析的影响。方法避过ＭｏｎｔｅＣａｒｌｏ模拟并结念临床试验实例对

撵携穷蓑努摄时弓ｌ入零圭鲁囊戆貉变塞来校走鹣壤蠢交讫俸毙较。缝巢协蜜嫠瓣不鹭餐露貉方差分携戆检验效辘怒存在一宠影响的，无论协变量不均衡程度有多大，在作协穷差分析时弓ｉ入不均衡的协变量来校旋总是有一定代价酶。继论薪努姨床试验中常常存在病入的基线特征农处理缀间不均衡从两影响对试验续果的正确｜警价。阿以在作协方差分析时零ｌ入浚不蝰餐戆协交萋去鲶瑗，毽要撮据协变霪戆不麓蠢程度及试验爱戆等塞舔情瑟热苏毅鹰。

【荚键词】临床试验协努差分析协变量均衡检验效髓ＭｏｎｔｅＣａｒｌｏ模拟

在比较两组或多组均数阀差别的同时要扣除或均德一些影嗡试验结果两又不胃控裁酶饕处理因素，可考虑采用协方差分析【１】。如在降糖药物疗效考核的

协变薰的不均衡与协方差分析豹检验效熊尽管当受试者的某些基线特征在处理组间不均衡对霹戳规情况将其纳入到协变量审痒协方差分辑，缀该挤变＿繁的不均衡程度对予协方差分析的裣骏效能究竟有多大影响仍需要做进一步探讨。

为了更好地为以后的临床试验研究提供参考，本文采用蒙特卡罗模掇方法瓣协变燮的不驾衡程度与协方差分析的检验效能大小酶关系进行了模拟比较。本骚究中所骞懿数据均壹模叛产生，采薅ＳＡＳ８。２统谤分析软件编写程序和进行统计分析。

１．模拟方法和步骤

本文主要探讨处理缝闻协交蛩不均衡时其程度的大小瓣协方箍分析检验效麓懿影嗡，初步先霭单考虑

赣庆试验串，受试者黪耪始盘耩承乎对联麓～段对溺

詹血糖下降酌量有相幽的影响，丽且初始皿糖水平的组间均衡性也是难以通过简单随机化的方法完全控制的，因此在评价药物降糖疗效时疲考虑受试者初始斑糖水平，以其为协变量俸协方蒺分析。近年来大部分临床试验方案的统计分析中也都要求在对疗效指标作势方差分析时默疗效攒标黪基线值势协变量。

然而在实际的临床试验中除了主要疗效指标的藻线值组间不均衡外，往往还会出现受试者的人口学特征及病史等基线特征在处理组阚也不均衡，如性别、瘸程等。尽管俸为试验设诗越基本原獬之一随机纯可避兔处理缀对象的分配偏倚，在理论上确保所有的协变量在处溪缀阕的均衡，两实际王终事套子弹本量较小等原因仍然很难保证。在这种情况下如果不合理考虑协变量的影响仍然按原方案评价处理效应很可能会导致结论懿僚簿乃至错误【２】。以下就如何处理这种情况以及随之丽来戆一些阍题律以初步探讨。

基线校压的协方差分斩

一个协变量——性别两组间不均衡的情况。具体步骤

如下：

（１）初步设定３个参数分别为ｎｕｍｌ（循环次数）、ｎｕｍ２（样本量）、ｒ（相关系数）。

（２）借助ＳＡＳ函数产生服从二蠢正态分布的随机数。

设ｍｕ＝｛０，０｝，ｓｉｇｍａ＝｛ｌｒｉｅｓ，ｍｕ，ｓｉｇｍａ，ｎｕｍ２，ｓｅｅｄ）

随机产生一个２列２４０行的随机数矩阵，通过ＩＭＬ中ＣＲＥＡＴＥ和ＡＰＰＥＮＤ语钧将该矩阵转换（３】为包含两个变量ｚｌ和ｚ２且样本璧ｌｌｕｍ２鸯２４０铡（满足Ⅱ期冁床试验最低瘸铡数要求㈣）的数据集。

（３）将（２）孛产生的二笼正态分布隧撬数转变戒分类资料。

ｆ０

ｒ，ｒ

１｝，ｎｕｍ２＝２４０，

诞震ＳＡＳ懿二元正态分攀溺数ｃａｌｌｖｎｏｒｍａｌ（ｓｅ。

大多数临床试验方案在统计分析中要求对主要疗

效指标作协方差分析时以该疗效指标的基线值为协变薰。当试验进入统计分糈阶段时若发现受试者鲍某些入口学特征组闺不均衡，而该指标对药物疗效评价可能存在一定影响，这时可以考虑将该项指标也作势协交量，群黠派来的协方差分树佟基线校歪，校正詹鹣Ｐ值往往会增大。

ｚ，≤０

＊蘸家禽然摹事学基金资韵（磺瓣编号：３０２７１１５７）Ａ通讯作者；募结来。ｘ竭ｉｄｅａ＠ｆｒａｍｕ。ｅｄｕ．灏

其中处理因素ｇｒｏｕｐ２｛量ｘ‘ｉ＞。Ｏ，非处理因素

ｓｅｘ一｛：三：妻兰，ｚ，和Ｘ２闻的简单相关系数ｒ可铬

万方数据

?１５９?

为ｇｒｏｕｐ和ｓｅｚ间的关联性度量，ｒ越接近ｌ则反映以两组的念并标准差Ｏ．７来模拟。应用该模型对以上ｓｅｘ组间的均衡性越差。

模拟所产生的数据集作协方差分析并计算其检验效（４）模拟时采用如下线性模型能。

ｙ。∥＋ｔ／ｉ＋岛＋ｅ

（６）遗处理效应理为０时假设Ｙ＝１．４４＋０．０５２ｓｅｘ其中口；为处理效应，燕鸯菲处理医素ｓｅｘ瓣效＋０。７ｒａｎｎｏｒ（Ｏ）《参数设置弱上），趁时应用该模型对应，ｅ均数为０酶正态误差顼。

以上模拟所产生的数据集弓ｌ入协变量ｚ律协方差分（５）当处理效应ｎ不为０时结合临床试验实例如析并计算其检验效能。

下

（７）将相关系数ｒ从０至１以０．０５的幅度逐步增假设Ｙ＝１．４４＋Ｏ．２６９ｒｏｕｐ＋０．０５２ｓｅｘ＋大，每一次增大时相应的重复以上步骤即循环ｎｕｍｌ＝

０。７ｒａｎｎｏｒ（Ｏ），其中１．４４为两组的总体均数，０．２６为１

０００次，以计算相对应的检验效能的大小。嚣缝均数之差，误差顼乎遴过调震ｒａｎｎｏｒ（０）函数磬乘

２。模羧结果

表１不露情况下协方差分橱检验效熊火小豹毙较

ｌ该协变量有可能增大其假阳性率。因此处理效应为０９８时应该考虑引入该协变量对原来的协方差分析作校正７以做出正确评价。

６５４

实铡分耩

３２以上讨论的是对研究结果裔一定影嫡的协变爨纽ｌＯ

间不均衡时是否将其引入对原来的协方差分析进行校正。现结合临床试验实例加以分析。

图１检验效能随相关系数值变化的曲线图

以下魁一例二甲双胍格列吡嗪片与二甲双胍片和３．模拟结果讨论

格列吡嗪片联合应甩平行对照治疗２型糖尿病的憷床根据圈１新示麴三条慧线走势，可浚看凌主面两试验，入组瘀镶２４０镶，对主要疗效指标糖化盘红蛋陵条噬线（处理效应ａ≠Ｏ）程ｒ＜０。２５时趋近予垂合，（ＨｂＡｌｅ）佟协方差分析结果觅表２。

０．２５之后开始分离。引入协变量ｚ（性别）时检验效表２治疗前后ＨｂＡｌｃ变化值的协方差分析结果

能随着ｒ的增大而逐渐减小，在ｒ＜０．５时下降较平缓，０．５以后则急剧下降，而来引入协变量ｚ（性别）时检验效麓随着ｒ的增大丙缓慢增大。

也就是说当处理效瘦不隽０时佟变量静不均衡程度较轻（ｒ＜０．５）则其对协方差分析的检验效能的影响并不明显，此时应该考虑引入该协变量对原来的协方差分析作基线校正以便做出正确的评价；而当协变由表２可见ＨｂＡｌｃ治疗前后的变化值经协方差量的不均衡程度较严重时（，－≥０．５）其对协方差分析分析，分组间差别有统计学意义（ＦＡＳ：Ｐ＝０．００６５，

的检骏效麓有很大影嚷，弓ｌ入该协变量则检验效能会ＰＰＳ：Ｐ＝０。０１４５），孛心阉组闻差别趋势一致（张Ｓ：Ｐ

嘎最降低，易产生缓陵性结果，不弓；入受｜｜其检验效麓会＝０。５５１３，ＰＰＳ：Ｐ＝０．５６９４），丽藻线的组阕差别邈有有少许提高，可能产生假阳性结果。这种情况下是否统计学意义，现将基线病人和痰瘸特征列举如表３。

引入该协变量有待商榷。

由表３可见其中体重指数、瘸程、既往治疗、餐盾而下面那条曲线（处理效应ａ＝Ｏ）在假阳性率５％２小时血糖组间差异有统计学意义，组间出现轻微的上下波动，当，．＞０。８时波动明显且略有上升趋势。不均衡，具体可详见表４所描述。现尝试将表３中组也就是说处理效应势０时协变基的不均衡对协穷差分阕不逸衡斡接标弓ｌ入作为携交爨佟校正，结果见表５。

橱的缎鬻性基本无影噫，当协变量严重不均鬻时孳ｌ入

万

方数据

?ｌ国?

表３基线特征的组间比较

变量

检验方法

统计量

年龄（岁）残维｝检验０．９６４

０。２７３瞧裂￡珏ｌ—ＳＱＵＡＲＥ

一２．３８３体霉指数ｔ’检验

秩和检验＝２，３７９病程（年）

１．３８８是否新发病例ＣＨＩ—ＳＱＵＡＲＥ

既往治疗ＣＨＩ—ＳＱＵＡＲＥ４．６８３空腹皿糖成组ｔ检验０．１７５餐后２小时血糖成组ｔ检验２．５３８鲢ｂ△ｌ￡

Ｐ０。３３６１０。６０１５０．０１８００．０１７３０．２３８７０．０３０５０．８６１５０．０１１８

统计囊

０．８９６０，２４１—２。１３９—２．０７９０．６６７３．０２００．０１６２．３０７

Ｐ０．３７１３０．６２３６０．０３３５０．０３７６０．４１３９，０．０８２２

０．９８７６０．０２１９

￡：墼墼

表４缓阕不璃衡豹基线特征

壁：§２§

Ｑ：§§堑Ｑ：曼ｌ！§Ｑ：§墅§

吴时如果幸筝傀效性检验诲变爨的不均衡程度越大其携方差分析鳓裣验效麓就越低，褥如果作等效性试验协变量的不均衡程度较大时也容易出现假阴性结果；对于处理效应实际上组间无差异时协变量的不均衡程度对其协方差分析的检验效能并无明显影响。因此究竟是否可以孳ｌ入该不均衡的协变量去处理，要根据协变量的不均衡程度及试验銎的等实际情况懿以权衡。誉前跑较有效地控翻重要的菲研究影响因素的办法怒最小随机化法，该随机化方法能确保重要影响因素纽间的同质性，从而避免不同质时采用协方差分析带米的检验效能的降低№－７Ｊ。

ｔｈｅＰｏｗｅｒｏｆＡＮＣＯＶＡ

表５瀹疗前后ＨｂＡｌｃ变化值的基线校正的协方差分析结果

Ｅ嚣ｅｃｔｏｆＣｏｖａｒｉａｔｅＩｍｂａｌａｎｃｅＯｎ

Ｗａｎｇ

Ｌｉｎｇ｝ＸｉａＪｉｅｌａｉ，ＬｉＣｈａｒｔ）ｕａｎ，ｅｔａｌ。，ＤｅｐａｒｔｍｅｎｔｏｆＨｅａｌｔｈＳｔａｔｉｓｔｉｃｓ，ＦａｃｕｌｔｙｏｆＰｒｅｖｅｎｔａｔｉｖｅ

Ｍｅｄｉｃｉｎｅ，Ｔｈｅ

．

Ｆｏｕｒｔｈ

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Ｍｅｄｉｃａｌ

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【Ａｂｓｔｒａｃｔ］０ｂｊｅｃｔｉｖｅＴｏｓｔｕｄｙｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆ

Ｔｏｃｏｍｐａｒｅｔｈｅａｎｄｔｈｅｐｏｗｅｒｏｆ

ｐｏｗｅｒｄ

ｃｏｖａｒｉａｔｅｐｏｗｅｒ

ｉｍｂａｌａｎｃｅ

经都分基线特征校正（癍程、体重指数、既德治疗、餐瑟２小时盎糖）磊，分缀阚差爱无统计学意义（ＦＡＳ：Ｐ＝０．１４２６，ＰＰＳ：Ｐ＝０．２３８４），与校正前的结果刚好相反。可见如果不考虑协变量的影响将直接影响结果评价。但是究竟是否可以将其作为协变量引入到协方差分析中以及是否会导致错误的结论仍有待予进一步的讨论。

结

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ｔｒｉａｌ；ＡＮＣＯＶＡ；Ｃｏｖａｒｉａｔｅ；Ｂａｌａｎｃｅ；

ｔｅｓｔ；Ｍｏｎｔｅ—Ｃａｒｌｏｓｉｍｕｌａｔｉｏｎ

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临床试验中，为了正确评价处理效应，应力求在试验的各阶段排除协变量对处理因素的影响。除了要比较的因素不同之外，其他对结果有影响的非处理因素要傲劐均衡性，且这种均衡饿应在设计阶段孛燕点考虑。翔暴事先未充分考虑翱，或其本身无法控麓对，可以引入协变量去处理【５】。但要考虑到协变量本身的不均衡对于协方差分析的检验效能是有很大影响的。无论协变量不均衡程度有多大，在作协方差分析时引入不均衡的协变量来校正总是有一定代价的。经过本文的初步探索发褒，对予处理效应实际上存在组闻差

ＨＷ。ＸｉａＪＬ，ＸｕＤＺ。ｅｔａ１．Ａ

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ｍｉｎｉｍｉｚａｔｉｏｎｒａｎｄｏｍａｌｌｏｃａｔｉｏｎ

ａｎｄｂｌｉｎｄｉｎｇｓｙｓｔｅｍ

ｗｅｂ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｉｏｍｅｄｉｅａｌＩｎｆｏｒｍａｔｉｅｓ，２００６，３９

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协变量的不均衡对协方差分析的影响

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王陵， 夏结来， 李婵娟， 于莉莉， 王素珍第四军医大学卫生统计学教研室,710032中国卫生统计

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相似文献(10条)

1.学位论文 贺善菊 一次临床试验结果的显著性分析 2007

考虑医学专家在分析药物临床试验数据时所用的一种协方差分析模型，发现该模型中选用的疗效指标与基线协变量严重负相关，由此错误地导致了两种药物的疗效没有显著差异的检验结果．进一步，我们分析了所得数据的特征，在此基础上建立了新的药物疗效分析模型，结果发现两种药物的疗效具有显著的差别.

2.期刊论文 童新元.张高魁.姚晨 新药临床试验中协方差分析的SAS统计报表 -中国临床药理学与治疗学2004,9(8)

设计出4个SAS宏,产生输出表的格式,定义调用GLM过程进行协方差分析,调用anova过程计算F统计量,P值,定义输出检验的F统计量,P值的位置.通过调用SAS程序,产生出协方差分析结果的SAS统计分析报表,为新药临床试验中协方差分析统计报表的输出提供参考.

3.学位论文 闫世艳 临床研究中常用随机化方法的比较 2006

随机化作为实验设计的三个基本原则之一，其在科学研究中的重要性已经得到了大家的公认。随机化原则即机会均等原则，包括随机抽样和随机分组两个方面，前者是指总体中的每一个受试者都有同等机会进入研究；后者指本次研究所选定的受试者都有同等机会进入所设定的试验组和对照组。由于临床研究常常是通过随机对照试验来评价某一处理因素(如药物)对受试者有关指标的影响，故随机分组的应用更为重要。

随机分组的方法有很多，临床试验中较为常用的是简单随机化、区组随机化、分层随机化等。简单随机化容易受样本量的限制，当样本量较小时，会出现组间总例数和组间影响预后因素分布的不均衡。为了保证随机分组的均衡性，提高统计检验效率，临床试验中通常采用区组随机化或分层随机化。区组随机化可保证组间总例数的均衡，而分层随机化可保证分层的因素在组间分布均衡，将二者联合使用即所谓分层区组随机化，该方法保证了分层因素和组间总例数的均衡，但考虑的分层因素不能太多。当分层因素较多时，容易出现某些层没有病例或病例太少的情况，导致分层因素在组间分布不均衡，降低检验效能，而且每个亚层的例数太少还会使区组失去作用，继而导致组间总例数的不均衡。

我国目前的临床试验大多为中小型规模，如Ⅱ、Ⅲ期临床试验，当预后因素较多时若采用简单随机化或分层区组随机化进行随机分组，容易出现不均衡。因此，寻找更为合适的随机化方法成为研究的热点。动态随机化(dynamicrandomization)是可以在样本量小、预后因素多的情况下保证组间总例数和组间预后因素分布均衡的一类随机化方法，提出较早但由于计算烦琐等原因一直未得到广泛的应用。近年来随着计算机技术的飞速发展，动态随机化的研究和应用逐渐增多，其中常用于临床试验的是最小化法。在国外最小化法已开始逐渐应用到临床试验中并被一些学者称为“白金标准”。相信随着中心随机化系统的发展，最小化的应用将越来越多，而我国目前关于这方面的研究还很少，几乎没有相关研究报道。本研究对临床试验中常用的简单随机化、中心分层区组随机化与最小化法从均衡性、统计分析方法的选用及Ⅰ型错误和检验效能四个方面进行了模拟比较，以期为临床研究选择合适的随机化方法提供参考。

本课题采用蒙特卡罗模拟对三种随机化方法从上述四个方面进行了比较。其中均衡性包括组间总例数的均衡性和组间预后因素分布的均衡性两个方面。在本课题中模拟了有6个影响因素(均为2水平)两组样本量分别为60、100、200、500及1000时三种随机分组方法的均衡性。其后通过蒙特卡罗模拟和随机化检验的方法验证了最小化法分组的资料也可采用常规的协方差分析方法，并在此基础上进一步比较了三种随机化分组的资料进行协方差分析的Ⅰ型错误和检验效能。

模拟结果表明最小化法的均衡性明显优于简单随机化和中心分层区组随机化，特别是在保证组间预后因素分布均衡方面。由于区组的作用，中心分层区组随机化可保证组间总例数的均衡但在保证组间预后因素分布均衡性上与简单随机化接近。三种随机化分组资料的协方差分析和随机化检验结果表明两种检验方法得出的P值接近，说明对于简单随机化、中心分层区组随机化和最小化法采用协方差分析是可行的，但对最小化分组的资料来说，分析模型中最好包含分组时考虑的影响因素，否则得到的P值会偏大。另外，Ⅰ型错误和检验效能的模拟结果表明三种随机化分组的资料进行协方差分析的Ⅰ型错误均在0.05附近，三者检验效能接近。

由于计算烦琐和实际应用中的管理难题，最小化法往往要借助于中心随机化系统才能得以实现。中心随机化系统可保证随机化的准确实施，符合随机隐藏的要求，有利于试验快速高效准确的实施，但开发和使用费用大。因此为适应我国国情，本课题提出了一种“简化”的中心随机化系统—“虚拟”中心随机化系统，并与常规的中心随机化系统进行了比较，以便为建立实用的中心随机化系统提供思路。

本研究通过蒙特卡罗模拟说明最小化法无论是从均衡性还是从检验效能来说，都是一个比较理想的随机分组方法。随机化检验、Ⅰ型错误和检验效能的结果也说明了最小化法获取的数据采用常规统计方法分析的合理性。本课题的主要创新点在于：①通过蒙特卡罗模拟及随机化检验法验证了最小化法分组后的资料可采用常规的协方差分析方法，目前对中心分层区组随机化进行协方差分析也是正确的。②提出一种改良的中心随机化系统—“虚拟”中心随机化系统。该系统符合我国国情，操作简单，实现了中心随机化和保证了随机隐藏。

4.期刊论文 欧爱华.老膺荣.李晓庆.黄燕.何羿婷.黄培新.OU Ai-hua.LAO Ying-rong.LI Xiao-qing.HUANG Yan.HE Yi-ting.HUANG Pei-xin 多中心临床随机对照试验的Meta分析 -中华流行病学杂志2005,26(4)

目的探讨解决多中心临床随机对照试验中心效应差异的统计分析问题.方法以两项多中心临床随机对照试验数据为例,运用协方差分析及Meta分析.结果协方差分析中心间效应值差异均有统计学意义,行Meta分析,项目1异质性检验差异无统计学意义(P＞0.05),采用固定效应模型分析合并效应值组间差异有统计学意义(P＜0.05).项目2异质性检验差异有统计学意义(P＜0.05),采用随机效应模型分析合并效应值组间差异无统计学意义(P＞0.05).结论多中心临床随机对照试验研究中,如果存在中心间以及中心与分组间交互效应差异有统计学意义时,可根据Meta分析异质性检验结果选择适合的模型进行合并效应值的组间比较,如果协方差与Meta分析结果不一致时,建议选择Meta分析的结果较为稳妥.

5.学位论文 陈海滨 葛大颗粒治疗感冒风热兼内积证多中心临床试验 2008

目的：评价葛大颗粒治疗感冒jxL热兼内积证的安全性和有效性。

方法：区组随机、双盲、阳性药物平行对照、多中心临床试验；试验药葛大颗粒、对照药抗感解毒颗粒均为5g/袋，2袋/次，3次/日，3天/疗程。 结果：疾病疗效、证候疗效两组差异有统计学意义(P＜0.05)，葛大颗粒疗效优于抗感解毒颗粒。协方差分析结果提示平衡基线作用后，用药末感冒症状积分、中医证候积分试验组低于对照组。体温动态变化经重复测量方差分析，结果表明葛大颗粒能有效降低体温，疗效优于对照组(P＜0.05)，葛大颗粒组平均起效时间为3.39小时，退热时间为22.62小时。两组均未发生与试验药物有关的不良事件或不良反应；生命体征、实验室理化检查均在正常范围。

结论：葛大颗粒治疗感冒风热兼内积证安全、有效。

6.期刊论文 金雪娟.葛均波 临床试验计量重复测量资料的统计 -复旦学报(医学版)2003,30(6)

目的探讨药物临床试验计量重复测量资料统计分析方法的选择.方法通过实例列出各种分析方法并进行比较.结果临床药物研究资料常为重复测量资料,比较治疗组与对照组测量值是否有显著性差别,在统计方法选择策略上一种是对一个代表性值进行比较,采用传统的统计方法如两独立样本t检验、方差分析和协方差分析;另一种策略是采用混合效应模型对整个研究过程中所有时点的测量值进行分析.结论两种统计策略均可以采用,但混合效应模型是较好的分析方法.药物临床试验研究资料常是重复测量资料,各时点值之间存在相关性.混合效应模型可以充分利用信息,既可以分析随机效应和相关性,又能处理缺损值.

7.学位论文 樊晓寒 抗高血压药物短期降压疗效和不良反应以及基因组学相关研究 2007

一、目的：“基于药物基因组学在未治疗高血压患者中探讨抗高血压药物治疗反应研究”是一个社区基础临床药物基因组学试验。本研究是该试验的分支研究，探讨了四种常用抗高血压药物在中国农民未治疗原发性高血压患者中短期治疗4周后的降压疗效及不良反应。

方法：设计为社区为基础的随机、双盲临床试验。在信阳平桥区7个乡镇经3次筛查40-75岁农民入选了未治疗高血压患者3408例，按

1：1.5：1.5：1.5的比例随机分到4个药物治疗组：阿替洛尔组(25mg/day)584例，双氢克尿噻组(25mg/day)891例，硝苯地平缓释剂组(20mg/day)947例，卡托普利组(50mg/day)976例。比较药物干预4周后降压反应、降压达标率和不良反应的差异。

结果：治疗4周后收缩压下降18.0±21.5mmHg，舒张压下降8.73±11.2mmHg，收缩压达标率44.5％，舒张压56.2％。收缩压达标率在四种药物组间男、女均有显著差异(all P<0.001)：阿替洛尔组男32.7％，女43.3％；双氢克尿噻组男51.9％，女51.7％；硝苯地平缓释剂组男52.2％，女51.8％；卡托普利组37.4％，女32.7％。舒张压达标率有相似的趋势。收缩压降压反应在调整年龄、血糖、药物剂量、治疗前血压等因素后，男、女性在四种药物间均有显著差异(P<0.001)：阿替洛尔组男-11.2±1.5mmHg，女-16.6±1.0mmHg，双氢克尿噻组男-18.7±1.2mmHg，女-21.5±1.9mmHg，硝苯地平缓释剂组男-20.9±1.3mmHg，女-23.1±1.7mmHg，卡托普利组男-15.7±1.1mmHg，女-14.9±1.6mmHg。卡托普利组舒张压降压反应显著低于其它治疗组(P<0.001)。四种药物治疗组间不良反应有显著差异(P<0.001)：双氢克尿噻4.62％；阿替洛尔11.1％；硝苯地平缓释剂8.03％：卡托普利7.52％。 结论：小剂量双氢克尿噻的收缩压达标率相对较高，收缩压降压反应与硝苯地平缓释片相似，显著优于阿替洛尔和卡托普利，且不良反应发生率较低，价格便宜，适合我国农村高血压患者的一线治疗。

二、目的：肾素-血管紧张素-醛固酮系统(RAs)是体内血压水平主要调节因素并参与了高血压的发病机制。RAS中许多基因多态血压调节相关及抗高血压治疗的降压反应相关。ACE2是RAS的新成员。ACE2和血管紧张素转换酶(ACE)在RAS中合成生物活性肽，其生物功能相互拮抗，参与心血管及血压的调节。本研究假设ACE和ACE2基因的单核苷酸多态性可能相互作用增加高血压发病易感性，并可影响抗高血压药物血管紧张素转换酶抑制剂(ACEI)的降压治疗反应。

方法：进行了2个病例对照试验验证ACE2和ACE基因多态与高血压的相关性。第一个病例对照：信阳入选高血压病人973例，年龄、性别匹配的对照969例。第二个病例对照：山东日照入选高血压病人286例和匹配的对照316例。进行了一个社区一基础的随机临床试验验证ACE2和ACE基因多态对抗高血压药物降压反应的影响。入选了3408例未治疗高血压病人，随机分配到双氢克尿噻组、阿替洛尔组、倪福达组和卡托普利组单药治疗4周，测量治疗前和治疗后血压差值。依据国际人类基因组单体型图计划(HapMap)中国人ACE2基因SNP资料运用Haploview软件的Tagger程序挑选了3个标签

SNP(TagSNP：rs2106809，rs4646155 aJld rs879922)；依据NCBI-SNP数据库和先前的研究资料选择另外2个标签SNP(rs4646112，rs2285666)。选择ACE基因I/D多态检测基因相互作用。采用标准的PCR-RFLP技术进行基因分型，抽取部分进行测序验证。

结果：第一个病例对照研究中，AcE2基因rs2106809的TT+CT基因型在女性高血压病人中显著高于女性血压正常对照(59％vs

48.9％，OR，1.21，95％CI 1.09 to1.34，P<0.001)，男性中没有发现这种差异。经过多元logistic回归分析，排除年龄、体重指数、总胆固醇、高密度和低密度脂蛋白胆固醇、及空腹血糖的影响，女性T等位基因携带者高血压易感性增加了1.6倍(OR，1.59，95％CI，1.13 to 2.06，P<0.001)。女性高血压病人中，ACE DD基因型+ACE2 rs2106809TT/TC基因型频率显著高于对照组(11.7％vs 6.0％，P<0.001)。Logistic回归模型调整了其它危险因素后联合ACE DD和ACE2 rs2106809TT/TC基因型高血压危险(OR 2.34，95％CI 1.75 to 4.85，P=0.002)较单个ACE2 rs2106809T等位基因危险增加。上述结果在第二个病例对照样本中得到验证。在临床试验中发现，ACE2 rs2106809基因型与女性高血压病人对卡托普利的舒张压降压反应相关(P=0.003)。多元回归分析调整了治疗前血压水平、年龄，体重指数，空腹血糖及ACE基因I/D多态后，携带ACE2 rs2106809 TT+CT基因型的女性未治疗高血压病人应用卡托普利治疗后舒张压下降程度比携带ACE2 rs2106809 CC基因型者显著减少3.3mmHg(P=0.019)。运用协方差分析ACE2 rs2106809基因型对卡托普利组降压反应的影响是否与“其它”(阿替洛尔组+双氢克尿噻组+硝苯地平缓释剂组)药物组有差异，发现ACE2 rs2106809 CC和CT+TT基因型间舒张压降压反应的差异在卡托普利组显著大于“其它”药物组(p=0.009)。

结论：ACE2 T等位基因独立于其它的心血管危险因素，增加女性高血压易感性。且可以预测女性对卡托普利治疗的舒张压降压反应。

8.期刊论文 施红英.沈毅.Shi Hongying.Shen Yi 混合模型在临床试验重复测量资料中的应用 -中国卫生统计2007,24(2)

目的 探讨临床试验重复测量资料的统计分析方法.方法 通过实例说明并比较各种固定效应模型和混合模型的优缺点.结果 临床试验研究资料常为重复测量资料,比较各处理组的测量值差别是否有显著性,可以采用传统的统计方法如t检验、方差分析和协方差分析等;也可以采用混合模型对整个研究过程中所有时点的测量值进行分析.结论 由于在重复测量资料中,同一受试者的不同观测值之间具有相关性特点,故对其指定协方差结构尤其重要.Mixed过程提供了丰富的协方差结构,可以充分利用重复测量资料的信息,又能处理缺失值,是重复测量资料最优的统计分析方法.

9.学位论文 赵春梅 坤泰胶囊、龙凤宝胶囊治疗绝经综合征随机对照临床试验 2007

绝经是妇女生命自然进程中一个生理现象，绝经前后性激素的变化会引起系列症状和体征的发生。更年期妇女在更年期阶段由于生殖泌尿系统、心血管系统、骨骼系统、神经系统等多个系统的改变，严重影响了患者的身心健康和生活质量。随着老龄化社会的到来，绝经期妇女日渐增多，绝经后寿命的日渐延长，妇女1/3以上的时间在绝经后渡过，故对绝经综合征及远期病变的防治成为全球医药事业的重要组成部分。激素替代疗法(HRT)能有效缓解和预防绝经期一系列症状、体征，以维持和改善绝经过渡期及绝经期妇女的健康状况和生活质量，并取得了不少的受益。但替代疗法的疗效并未得到广泛的认同，临床上对于HRT的利、弊研究在一直进行。

临床上大量文献报道中医药治疗绝经综合征具有较好的疗效，国外开展了对单味植物药和复方治疗绝经期综合征临床对照研究，认为有些植物药有类雌激素样作用，且无毒副作用，无致癌性，值得长期的临床使用。大量的小样本研究表明：中药治疗绝经综合征具有较好的临床疗效和安全性。但目前关于中草药治疗绝经综合征的研究结论普遍认为需要大样本、更加严谨设计的临床研究以证实。本研究采用上市药品坤泰胶囊，龙风宝胶囊作为治疗绝经综合征的中药，对照组采用坤泰胶囊安慰剂，龙风宝胶囊安慰剂。

目的:为了充分说明坤泰胶囊，龙凤宝胶囊治疗绝经综合征的有效性和安全性，本研究遵循循证医学基本原则，设计了全国多中心、大样本、随机对照双盲临床试验，通过严谨的试验设计，规范化的临床观察，证明坤泰胶囊，龙凤宝胶囊治疗女性绝经综合征安全、疗效可靠，为中医药治疗绝经综合

12协变量的不均衡对协方差分析的影响_协方差的意义

征提供更科学的依据。

方法:选择2006年3月-2006年11月全国东、南、西、北、中8家研究中心的符合诊断标准、纳入标准、排除标准的绝经综合征患者，采用随机、双盲、安慰剂对照临床试验。合格病例随机分为中药组，安慰剂组。其中中药组肾阴虚者服用坤泰胶囊，每日3次，每次3粒；肾阳虚者服用龙凤宝胶囊，每日3次，每次2粒。安慰剂组肾阴虚者服用坤泰胶囊安慰剂，每日3次，每次3粒；肾阳虚者服用龙凤宝胶囊安慰剂，每日3次，每次2粒；对纳入病例进行为期3个月的干预，停药一个月后随访。观察主要结局指标(Ⅺ量表、更年期生存质量量表、绝经综合征评定量表)及安全性指标(心率、血压、血常规、尿常规、便常规、心电图、ALT、Cr、BUN、乳腺B超及妇科B超)的变化，同时观察不良事件、不良反应并记录和报告。

结果:符合诊断标准、纳入标准、排除标准的绝经综合征患者345例。中药组174例，安慰剂组171例。其中中药组包括肾阴虚139例，肾阳虚35例。安慰剂组包括肾阴虚140例，肾阳虚31例。所有纳入临床试验患者，共出现脱落、中止病例23例(中药组14例，安慰剂组9例)。两组纳入病例治疗前一般资料可比性检测表明：影响预后的主要因素具有均衡性；脱落、中止临床观察的23例病例治疗前一般资料组间差异无统计学意义。为了充分说明临床研究数据的有效性评价，选择的多种检验方法，独立样本t检验进行初步的分析；考虑可能影响临床研究结果的混杂因素的存在，选择了协方差分析对可能的因素进行矫正；考虑本研究的多个时点的评价，选择了重复测量分析方法再次进行检验。三张评价量表结果显示：KI量表、MENQOL、绝经综合征评定量表治疗期中药组治疗前后有显著性差异(P<0.05)；三张量表治疗期和随访期中药组和安慰剂组之间没有显著性差异(P>0.05)。试验期间共发生9例不良事件，其中中药组5例，安慰剂组4例。但尚不能证实不良事件和服用药物的关系。

结论:通过本次研究初步显示我们已经研制中医特色的疗效评定量表在疗效评价方面更加全面，有更好的敏感性，较好的反应度，研究结果虽然显示中药治疗绝经综合征安全、有效，但并没有突出的显示中药的治疗优势，然而，中药的确在临床上给一些患者带来了益处，我们将进一步研究以明确这一结果的原理，这包括主要结局指标的选择、其他生物指标的表达、证的变化、药物及剂型的选择等。

10.期刊论文 曲马多治疗带状疱疹后神经痛:一项随机、双盲、安慰剂对照试验 -中国疼痛医学杂志2005,11(6)

为了对比验证缓释曲马多和安慰剂在治疗带状疱疹后神经痛上的有效性和安全性,对127例门诊病人进行了多中心、平行组别的随机双盲试验.试验进行6周,给药剂量从100mg/天增加到400mg/天(超过75岁的老年病人的给药剂量为300mg/天).组别之间按照疼痛强度的改变进行分析对比,数据来源为视觉模拟评分法(协方差分析为主要的分析方法、重复测量分析作为补充分析方法).所有的试验过程中的对符合方案数据分析的人群的治疗结果都与第六周的治疗结果进行对比.随机人群包括127例病人,年龄从35岁至85岁,主要为女性(72.4%),意向性分析人群(曲马多组为63人,安慰剂组为62人)和符合方案数据分析人群(曲马多组为53人,安慰剂组为55人)均进行对比分析.第43天和第1天相比,无论是符合方案数据分析人群(P=0.0499),还是意向性分析人群

(P=0.031),疼痛强度在曲马多组均明显低于安慰剂组.在意向性分析人群(P=0.012),延时的疼痛强度有明显的不同(重复测量分析法).第6周时的疼痛缓解百分比,曲马多组明显高于安慰剂组(P=0.017).另外在第6周时曲马多组对缓解药物的需求明显低于安慰剂组(P=0.022).在各个组别之间,无论是5级口述评分法记录的疼痛强度还是生活质量评估上均无明显差异.曲马多在1周的药物剂量调整期后按照平均275.5(89.7)mg/天的剂量给药.曲马多具有很好的耐受性,不良反应(TAAE)的发生率(曲马多组29.7%、安慰剂组31.8%),以及出现TAAE的病人总数(曲马多组31例、安慰剂组28例),各组之间均无显著差异.

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四 : 丝绸服装设计影响因素分析

总第１１６期２００８年第３期

ＳＩＣＨＵＡＮ

ＳＩＬＫ

丝绸服装设计影响因素分析

徐强甘应进

闽江学院服装与艺术工程系

摘

要：从国内外丝绸服装市场的现状，服装面料、款式、结构、工艺等方面分析了影响丝绸服装

设计因素

发展趋势

法，在充分了解各种面料的质感特性后，将质感相对差异较大的面料通过融合的手法搭配在一起作为设计理念，设计出其单一丝绸所不能表现出的服装风格，从而增加了丝绸服装的穿着机会；在款式设计方面，将若干种不同时期、不同风格的服装样式合理地融合到一起，使人穿着有新奇感，避免了丝绸服装款式单一、设计理念陈旧的缺陷。

设计的因素，并阐述了我国丝绸面料、服装设计的发展趋势。

关键词：丝绸服装

１丝绸服装的现状

１．１国内丝绸服装的现状

近年来，我国传统丝绸面料品质有了大幅度提高，各种不同性能的新型丝绸产品应运而生。但丝绸服装这一最能产生高附加值的产品，却始终处于落后的地位，其主要差距就在于品牌的树立与款式设计的创新上。目前市场上中国的丝绸服装仍然以最古老的唐装款式和睡衣为主，对丝绸服装设计的理解还停留在红色、唐装、旗袍、龙纹等最初级的中国文化门槛上。［１］

２影响丝绸服装设计的因素

２．１面料因素

服装设计要取得良好的效果，必须充分发挥面料的性能和特色，使面料特点与服装造型、风格完美结合，相得益彰。因此了解面料的外观和性能的基本知识，如肌理织纹、图案、塑形性以及悬垂性等等，是做好服装设计的前提条件和决定因素，根据具体的织物来设计符合其性能特点的服装。

１．２国际丝绸服装的现状

（１）对丝绸织物的加工和后整理

随着科学技术的发展，西方纺织企业将其先进的技术工艺不断应用于丝绸生产制造中，丝绸在西方设计师手中得到了更广泛、更创新的发展。为提高丝绸面料的性能，着重于印染后整理的研究，很好地解决了丝绸制品的色牢度、手感和得色量等问题；不断开发出领导世界新潮流的新型丝绸品种；增加丝织物的弹性，从组织结构上下功夫来改变丝绸易皱、不能机洗的固有缺陷；还利用合成纤维的新品种彩色闪光交织、立体提花、局部镂空等工艺，为丝绸产品增添了更多的色彩，使丝绸面料更活泼更时尚。

（２）对丝绸传统图案的运用及创新

在沿用中国传统丝绸图案的同时，更是将具有西方民族特色的以及新型的时尚花型进行拓展运用到丝绸服装上。对图案的表现手法不拘一格，在配色上也紧跟时尚潮流。

（３）对服装造型理念的创新

在面料再加工方面，将原本普通的丝绸面料进行再处理，直到做出符合设计师想要达到的设计造型效果；在面料搭配方面，舍弃了单一使用丝绸面料的方

２．２款式因素

国内虽然对丝绸服装设计创意较为重视，定期举办丝绸服装的设计比赛，但仅局限于比赛范围，与生产销售极为脱节。往往Ｔ台上的服装千姿百态，日常生活中的丝绸服装却款式老套，视觉效果僵硬，不够美观，产品缺乏时尚感，以至于我们自己的年青人都不愿意穿着丝绸服装；而国外丝绸服装的品类众多，包括衬衫、裙、裤、夹克、西服、睡衣、运动装、羽绒服等，都紧跟时尚潮流。中国丝绸服装要占据市场份额，还得在实用性和时尚性上下功夫［２］。

２．３结构因素

２．３．１服装的分割线处理

丝绸服装结构设计上对分割线的处理要少用和慎用，因为这类面料较薄且柔软光滑，过多的分割会破坏服装的美感，缝制时也不易平服。近年来用面料斜裁的方法

４１

２００８年第３期

ＳＩＣＨＵＡＮ

总第１１６期

处理就较好，它利用斜丝缕的伸缩性，省去了过多的分割，体现了面料的美感，同时也满足了人体的体形［３］。

展为使用和表现自然界中的材料。［４］

３．２色彩

传统丝绸服装的色彩设计一般倾向于柔和、高雅、含蓄的中性灰色系列，这与丝绸面料所具有的品质较为吻合。现代丝绸服装的色彩设计强调不同色彩之间的显著对比和动态平衡；强调各种色彩之间明度对比的鲜艳状态和明亮趋势；强调不同色点、色带、色块此起彼伏、大起大落的动态转换；强调色彩组合对比变化和动态平衡在人和人、人和环境组合中的信息传递、氛围渲染、人际沟通的语义意味的功能作用。

２．３．２衣身省道的处理

丝绸服装的省道设计不易过多，尤其像丝绸中的缎类织物，由于缎类织物可塑性较差，故在做服装时，其腰省量应小于３～３．５ｃｍ，如果大于３．５ｃｍ应把单省变多个省。而省的位置则更多考虑面料的图案及结构线的特征。

２．４工艺因素２．４．１裁剪工艺

丝绸服装由于其本身面料轻薄的特性在裁剪时要格外注意。由于丝绸面料边沿容易脱丝，故裁剪时应一气呵成，尽量避免面料和剪刀之间有摩擦。

３．３款式

服装的款式要体现民族特色，把握流行元素。在设计中，把握丝绸的风格是十分重要的，在保持民族服饰特色的同时，紧握时代的脉搏，注入流行的元素，与国际服饰接轨，才能让中国丝绸服装发扬传承。

传统的丝绸服装在进行立体表现时立足于一种立体的肌理表面。通常的手法主要是打褶、刺绣、珠缀、编织、流苏等，严格地说这只是介于平面和立体之间的一种半立体造型。即在平面上把形状堆积起来，使它凸于直面的一种装饰技巧。当今丝绸服装设计的立体化是建立在立体裁剪的基础之上的。在进行立体造型时并不完全采用传统抽褶、堆积、系结的方法，而是将轻柔的丝绸面料进行“硬化”处理。如粘衬、填充塑料片、穿钢丝等，使丝绸服装产生向外的扩张力，便于创造新奇的造型。［５］

２．４．２缝制工艺

丝绸服装缝纫制作的基本操作由扎、钩、纳、吃四个动作和按、理、续、扒四个辅助动作来完成。这些缝纫的基本操作技术要领是：扎得直、钩得圆、纳得均、吃得匀、按得正、理得齐、续得准、扒得开。

２．４．３手工工艺

丝绸有别于其他面料，讲就工艺感与时尚感的结合。手工工艺在丝绸服装上的运用都极大地赋予了丝绸民族特色，大量手工制作的精细工艺，使得丝绸服装在众多流水线上操作的大批量平凡服装中脱颖而出。

３我国丝绸服装设计的发展趋势

３．１面料

传统丝绸服装的面料设计是单一化设计，面料选择的范围仅局限于丝织品，通常以真丝绸类、柞丝绸类、人丝绸类、合纤绸类为主。面料表面肌理效果雷同，给人以贫乏、单调之感。选料的单一再加上造型设计的程式化，使得传统的丝绸服装乏于个性而长期困于陈规定式之中难有所突破和创新。

现代丝绸服装面料设计已由传统的单一化而走向多元化。２０世纪兴起的现代材料艺术，是集合多种物质形态、肌理、空间效果和材料质地进行创作的一种艺术活动。它拓宽了材料在艺术创造中的空间地位，激发了人们的创造力，从而也赢得了广大服装设计师的青睐，使现代材料艺术也成为了当今服装时尚潮流中最具有魅力的一种创造。现代材料艺术在丝绸服装面料设计中应用，并不在于它开拓了一条探索面料表现之路，而在于它从传统丝织纤维桎梏中挣脱出来，正确处理了传统与现代的关系，将设计师使用和表现丝织纤维面料扩

３．４可搭配性

传统的丝绸服装因为款式的问题，很难与现在的服装搭配穿着，当代的年轻人喜欢将不同风格的上下装混合搭配穿着，认为这样更有个性，这也在很大程度上限制了丝绸服装的穿着机会。因此，进行丝绸服装的设计时，忌讳孤立地考虑服装的单品款式，而是要尽量地使丝绸服装能与其他服饰配件相互搭配，或丝绸面料本身与其他材料的混合表现，创造出更符合新潮流的时装来，都使服装表现出层次感并充满了活力。［６］

参考文献

［１］凌雯．丝绸服装设计探讨［Ｊ］．丝绸，２００６，１０

［２］陈芳．设计理念［Ｍ］．中国纺织出版社，２００５年７月

［３］刘晓刚，崔玉梅．基础服装设计［Ｍ］．上海：东华大学出版社，２００３［４］胡小平．现代服装设计创意与表现［Ｍ］．西安：西安交通大学出版社，２００２．１１

［５］陈闻．服装设计表达－－时装画艺术［Ｍ］．北京：中国纺织出版社，２００５．８

［６］许星．服饰配件艺术［Ｍ］．北京：中国纺织出版社，１９９９

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