DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 总结 化学指数的计算是近10年来理论化学研究的重点内容。由于其结果可帮助科研工作者直接了解化合物的生物学和药理学特征，因此被广泛应用于化学、生物学、医学、药学、材料科学等领域。同时，其技术方法深受不发达国家和地区科研工作者的重视。 本文通过图结果分析，计算Harary图 中每一对顶点的距离，并由此对顶点对进行分类。再根据拓扑指数的定义得到若干与维纳指数相关的计算结果。
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user: 摘 要 本文考虑Hurst指数大于二分之一的分数布朗运动驱动的风险性资产价格过程，结合Wick-Itô积分和拟条件期望，讨论了分数布朗运动环境下结合CM策略和CPPI策略的多期收益保证价值，通过数值模拟，比较分析了多期保证期限、金融市场重要参数和资产配置策略参数对两策略下多期保证价值的影响。 关键词 :分数布朗运动，拟条件期望，CM策略，CPPI策略
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user: 1. 引言 风险和投资是金融市场两大不可分割的主题。目前，随着全球金融市场波动性的加剧，越来越多的投资者更倾向于回避风险，追求收益的投资理念，他们期望在市场价格上升时，能获得一定的收益；在市场价格下跌时，又能保证投资头寸的安全。传统的投资理财工具无法满足投资者的这一需求，而以收益保证为特点的新金融产品(下文中称收益保证型金融产品)降低了风险，增加了收益的组合方式，正符合投资者的这一投资理念，因而受到了广大投资者的青睐。 收益保险型金融产品的核心思想是投资机构向投资者提供的收益保证，也相当于卖给投资真一个期权，对投资机构来说则相当于拥有一项或有负债，故存在到期日因收益保证导致的偿付能力不足的风险。因此对收益保证型金融产品投资机构来说，测算收益保证的价值，即或有负债的价值具有十分重要的意义。Brennan和Schwartz [ 1 ] 指出，通常情况下，投资机构可以决策采取哪种资产配置策略，于是可以通过采取某种避险策略来降低或规避期末不能偿付收益保证的风险，即降低测算出的收益保证价值。最近，有学者研究了资产配置策略下收益保证价值的测算方法，见张飞、刘海龙 [ 2 ] 与王亦奇、刘海龙 [ 3 ] 。但他们的研究是建立于经典的Black-Scholes市场模型的框架下(见Black and Scholes [ 4 ] )。 在经典的Black-Scholes模型中，假设风险资产的价格过程是布朗运动驱动的随机微分方程。但大量的金融实证研究表明，金融资产的收益率呈现出尖峰厚尾的分布特点，且资产价格呈现出长程相关性Shiryaev [ 5 ] ，这并不符合布朗运动的特性。为了准确描述波动的长程相关性，很多学者用分数布朗运动 替换标准布朗运动来研究金融问题。但当 时，分数布朗运动既不是马氏过程，也不是半鞅，这使 得经典的随机积分理论无法对其进行分析。为此，以Roger [ 6 ] 为代表定义了分数轨道积分(fractional pathwise integrals)；Cheridito等 [ 7 ] - [ 9 ] 指出Black-Scholes模型在分数轨道积分意义下的存在套利，因此分数轨道积分不适用于金融领域的研究。Hu-Øksendal [ 10 ] 基于Wick积(Wick product)建立了分数Itô积分和分数Black-Scholes模型，并指出分数Black-Scholes市场是完备的。Necula [ 9 ] 通过引入拟鞅定价方法推出了分数Itô积分意义下的分数Black-Scholes公式。虽然Biagini-Hu [ 11 ] 通过引入市场观察者的概念指出在Wick自融资和Wick资产组合价值概念下，分数Black-sholes定价模型存在弱套利；Björk-Hult [ 7 ] 也指出Wick资产组合价值和Wick自融资概念只能视为纯数学概念，并没有合理的经济学解释，但这至今仍存在很大的争议。随后，Rostek-Schobel [ 12 ] 讨论了市场微观模型，指出：若市场参与者都是活跃的，则价格过程服从几何布朗运动；若市场参与者表现出惰性，则价格过程趋向于几何分数布朗运动，且在这两种情况下市场都无套利。基于此，在分数布朗运动的环境下研究金融问题既有理论意义，也有实际意义。 本文结构安排如下：在第2节，我们介绍相关准备知识，主要包括分数布朗运动与金融市场。第3节给出CM资产配置策略和CPPI资产配置策略下收益保证价值的测算方法。在第4节我们给出一些数值模拟与分析。
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user: 2. 准备知识 2.1. 分数布朗运动 为了方便表达，我们首先重述相关概念。设 为一概率空间， 为常数，具有Hurst参数H的分数布朗运动是一个连续高斯过程 使得 ，且 ， ， 显然，当 时，为标准布朗运动，记为B t 。对任意的 ，记 的自相关函数为 当 时， ，称分数布朗运动 是短记忆的；当 ， ，称分数布朗运动 是长记忆的。 本文仅考虑 的情形。 引入Hermite多项式 ， 定义 ， 其中， ， 表示有限维非负整数指标集。 引入下面的对偶空间： (1) 为分数Hida检验泛函空间，若对任意的 有 ， 使得对 ， ， 其中， ， 。 (2) 为分数Hida分布空间，若对任意的 都具有如下展开形式： ， 使得存在 ， 。 令 ，满足对任意的 ，有 ，则存在唯一的 使得对任意的 ， (1) 其中， ， ，若(1)成立，则称 是 可积的。 令 ， ，定义Wick积如下： 。 令 ， 为分数白噪声，若 是 可积的，则X的分数Wick-Itô积分定义为： 。 引入重积分： 。 称 ，若 可表示为 ， 且使得 。 令 ，定义 关于自然域流 的拟条件期望为： 。 引理1：(分数拟鞅定价公式) 假设 为风险中性测度， 是有界 可测的未定权益，则在任意时刻 的价格为： 。 2.2. 金融市场 考虑概率空间 上的无摩擦连续金融市场，市场中存在保守性资产和风险性资产。设保守性资产为零息票债券，价格过程 满足： . 考虑风险性资产价格由分数布朗运动 驱动，则价格过程 满足： 。 [ 6 ] 中指出，在分数Black-Scholes市场中虽然不存在等价鞅测度，但存在唯一的等价测度 ，即风险中性测度。上式中的市场瞬时无风险利率 由Vasicek模型刻画，即 满足： ， 其中，a，b， 均为常数， 是概率空间 上的标准一维布朗运动。 若投资资产组合是自融资的，则在风险中性测度 下，设投资于风险性资产的比例(策略函数)为 ，则t时刻投资资产组合的价值 满足： . 2.3. 多期收益保证水平的设定 根据收益保证水平的设定，可以将收益保证分为绝对收益保证与相对收益保证。绝对收益保证是将收益保证水平设定为一个固定的常数，而相对收益保证的收益保证水平通常与某一资产或资产组合的收益率挂钩，如证券指数、国债利率等。由于我国金融市场当前的发展尚不完善，所以相对收益保证水平更适用于我国。本文以市场瞬时无风险利率 为收益保证水平的挂钩收益率。令第i期的收益保证水平 为 ， ， 其中， 为第i期的收益保证水平参数，通常 。 设收益保证的投资期限为T年，每年兑现n次收益保证。假设期初的投资额为 ，记 ， 为第i期资产组合的收益率。根据 [ 3 ] 中的收益保证价值的测算方法，多期收益保证的支付可以被表示如下 ， 其中，等号是由于 ，即 。 根据分数拟鞅定价理论，在测度 下，多期收益保证的价值为 ， (2) 其中， 表示风险中性测度 下的拟条件期望。
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user: 3. 资产配置策略 3.1. CM策略 当投资于风险性资产的比例(策略函数)始终为一个固定常数k，即 时，我们称资产配置策略为固定组合策略(constant-mix)，简称为CM策略。此时，t时刻投资资产组合 满足 。 (3) 定理1 当资产配置策略为CM策略时，多期收益保证的价值V为 . 其中， 为正态分布函数， ， 。 证明：在 空间下重写(3)得 。 由Wick-Itô积分可知 (4) 由(4)式可知，第i期资产组合的收益率为 。 令 ，则根据Wick-Itô积分易知， 。 显然，在风险中性测度 下， 服从飘移项为0，波动率为 的几何分数布朗运动。于是， 可看成短期利率为0的金融市场上初始价值为1的风险性资产。根据分数布朗运动环境下的期权定价结果， 可视为初始资产价格为 ，执行价格为 ，持续期为1，无风险利率为0，波动率为 的欧式看涨期权的价值。根据分数Black-Scholes公式可知， ， 其中， 为正态分布函数， ， 。 由(2)式可知 ， 其中，第4个等号基于分数拟鞅定价公式。 3.2. CPPI策略 1987年，Black和Jones最先提出固定比例投资组合保险策略(constant proportion portfolio insurance)，简称CPPI策略。目前，CPPI策略以模型简单，参数的设定能充分反映不同投资人的风险偏好，且易于操作与实施等特点备受大型收益保证性金融产品投资机构的青睐。当资产配置策略为CPPI策略时，投资于风险性资产的比例(策略函数) 与t时刻资产组合的市场价值 相关，即 ，则 。 在时点 ， ，CPPI策略的价值底线 为 ， 则缓冲额 。CPPI策略的核心思想是在t时刻，将 的资金投资于风险性资产，其余部分投资于保守型资产。 可表示如下： 其中， 为策略乘数。易知 ，则该策略下资产组合t时刻的价值 满足 由于CPPI策略下资产组合的市值 是分段函数，不易求得其解析解，所以也很难求得收益保证价值V的解析解，因此我们将力求数值解。数值模拟方法：分别模拟10，000条资产组合价值 路径和10，000条瞬时利率 路径，每条模拟路径分为200步，则每条路径都将有不同的收益率，不同的贴现水平等等，然后将所有模拟路径下得到的结果求平均值，即可得到收益保证价值V的数值解。
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user: 4. 数值分析 本节将通过数值分析来验证上述测算方法的可行性和有效性，并比较分析收益保证水平，风险资产波动率，保证期限及资产配置策略参数对两策略下多期收益保证价值的影响。为了便于比较，我们假定收益保证水平参数 为与i无关的常数，并令 。模拟采用的参数设定值如表1所示。 图1~图2反映了在Hurst参数为0.75的分数布朗运动环境下CM策略和CPPI策略下的收益保证价值对金融市场参数的敏感性。虽然两种策略中的期初风险性资产占投资资产组合的比例均为0.6，但CPPI策略下所测算的收益保证价值较CM策略下小，这说明CPPI策略下期末不能偿付收益保证的风险较低，进而可被视为一种更安全的策略。原因是因为相对于CM策略而言，CPPI策略的价值底线对资产组合的资产具有缓冲保护的作用。图1中，随着收益保证水平参数的逐渐增大，每期收益保证水平逐渐提高；图2中，随着风险资产的波动率逐渐增大，两策略下期末不能偿付收益保证的风险均不断增大，从而收益保证价值都逐渐增加。此外，图2反映出CM策略下收益保证价值对风险资产波动率更为敏感，这是由于CPPI策略具有缓冲保护机制，所以CPPI策略下收益保证价值的变化较CM下平缓。 Table 1 Simulating parameter a b H T n k m 0.15 0.05 0.1 0.75 0.2 0.8 10 10 0.6 3 0.8 1 表1. 模拟参数 图1. 风险性资产波动率的影响 图2. 收益保证水平参数的影响 图3和图4反映了不同保证期限下，资产配置策略参数对CM策略和CPPI策略下多期收益保证价值的影响。两幅图都表明，随着保证期限的增加，该资产配置策略所蕴含的风险明显增大，从而收益保值价值显著增加，说明了若收益保证型金融产品投资机构转变短期收益保证为长期收益保证性时，必须充分考虑到由于保证期限的变化所引起的收益保证价值的显著变化。图3中，随着资产组合中风险性资产所占比例k的逐渐增大；图4中，随着策略乘数的增大和期初价值底线的降低，即风险性资产占资产组合的比例增大，CM策略和CPPI策略所蕴含的期末不能偿付收益保证价值的风险越来越大，即两策略的安全性越来越差，从而CM策略下和CPPI策略下的多期收益保证价值逐渐增加，因此使得相对应的受益保证价值曲线或曲面均是逐渐向上，并且越来越陡峭。 图3. CM策略参数的影响 图4. CPPI策略参数的影响
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user: 摘 要 本文以2006~2013年1001家国有上市公司为样本，通过动态面板数据构建多元回归模型对国有企业薪酬业绩敏感性结构化差异进行实证检验，比较了中央控股国有企业和地方控股国有企业在薪酬业绩上的不同表现，及国企高管业绩敏感性在行业上的差异。研究发现：(1) 我国国有上市公司高管薪酬与业绩存在相关性，但其薪酬业绩敏感性显著低于非国有上市公司；(2) 国有上市公司中，央企高管薪酬业绩敏感性显著低于地方国企；(3) 金融行业国有上市公司管理层的薪酬业绩敏感性显著低于其他行业。实证结果有助于明确未来国企薪酬改革政策的指向性，本文据此提出了多层次治理建议，对国企薪酬制度的进一步完善具有参考意义。 关键词 :高管薪酬，企业绩效，薪酬业绩敏感性，国有企业，国企改革
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user: 1. 问题的提出 中国经济研究院公布的“2013年央企上市公司董事长薪酬排行榜”的统计数据显示，2013年央企上市公司的259位董事长中有83位董事长从上市公司取得年薪，当年其平均年薪约为85万元人民币，其中，23%的董事长年薪过百万，而当年我国沪深上市公司主要负责人平均薪酬水平为76.3万元 1 。由此可见，我国央企上市公司高管的货币薪酬显著高于上市公司的平均水平。另外，绝对薪酬过高、各类隐性收入和职务消费、高层与员工的巨大薪酬差距、以及巨额国有资产亏损与高管天价薪酬同时出现，种种国企高管乱象使得人们不禁质疑国企高管薪酬制度的有效性和合理性。 国有企业高管薪酬的问题不仅是社会舆论关注的焦点，同时也是政府政策实施的重点。2014年8月中央全面深化改革领导小组第四次会议审议通过《中央管理企业主要负责人薪酬制度改革方案》，标志着新一轮以央企与大型国有金融机构高管为主要对象限薪令的开启。方案不仅对组织任命的中央企业主要负责人薪酬总额设置了约60万元的上限，同时侧重拉平金融、非金融行业薪酬水平，对金融业国企高管的货币薪酬和在职消费进行重点规范 2 。 本文拟通过实证数据来研究国有企业高管薪酬与业绩敏感性，运用分类建模方法，尝试比较央企与地方国企管理人员薪酬业绩敏感性差异，以及国企高管业绩敏感性体现在行业上的差异。基于实证结果，明确国企高管薪酬改革政策未来的指向性，并据此提出的多层次治理建议，为国企高管薪酬制度改革提供参考依据。
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user: 2. 文献回顾和研究假设 2.1. 文献回顾 Kato和Long(2004) [ 1 ] 以中国上市公司为研究对象，比较了不同所有制企业高管在薪酬业绩相关性和敏感性上的差异，研究发现所有制会影响管理层报酬和企业绩效相关性，非国有上市公司比国有上市公司的代理人市场更成熟，市场化程度越高。Firth等(2006) [ 2 ] 的研究表明，国有控股上市公司的经理人薪酬与业绩之间并不存在明显的关联，但是私营企业的经理人薪酬与企业市场价值和会计绩效的挂钩水平较高。 由于国有企业在我国具有一定的特殊性，所以国内不少研究专门以国有企业为样本，研究其高管薪酬业绩特征。陈冬华、陈信元和万华林(2005) [ 3 ] 主要研究了国有高管的在职消费行为，发现由于薪酬管制对国企高管的名义薪酬的限制会强化国有企业高管的在职消费行为，相比于民营企业内生于绩效的薪酬契约，国有企业的薪酬激励机制受在职消费的影响而缺乏效率。周建安和唐楚生(2006) [ 4 ] 通过对国有企业与民营企业的不同产权属性进行界定并以此解释委托代理问题，认为民营企业的委托代理是基于私有产权，而国有企业则是基于公共产权，两者产权性质的不同导致国有企业在人员激励效果和公司治理效率上与民营企业有所不同。刘凤委、孙铮和李增泉(2007) [ 5 ] 发现市场竞争程度越高，薪酬和会计业绩的相关程度越高，同时政府干预会降低两者间的相关度。程仲鸣和夏银桂(2008) [ 6 ] 以我国国有上市公司 2001年至 2006年的数据为样本，研究发现国企高管股权激励能显著增加企业价值，且地方控股国有企业尤甚。辛清泉和谭伟强(2009) [ 7 ] 研究了市场化改革和国有企业业绩和经理薪酬之间的关系。他们发现，我国市场化进程的不断深入显著增强了国企高管的薪酬业绩敏感性，且随着政府不断加强以业绩为导向的国企薪酬改革使得高管薪酬与业绩的敏感性呈现不断上升的趋势。赵宇恒(2010) [ 8 ] 通过实证的方法检验政府干预对国企高管薪酬激励的影响发现，政府干预与国企高管薪酬业绩敏感性呈反向相关关系。方军雄(2009) [ 9 ] 和赵卫斌、陈志斌(2012) [ 10 ] 的研究发现央企高管人员的薪酬业绩敏感性相比于地方国企更低。代彬、刘星等人(2011) [ 11 ] 以2004年至2008年这5年间国有上市公司为样本，发现国有高管的权利会削弱国企薪酬激励机制的有效性，管理层权力越大，其薪酬水平越高，且高管和职工的薪酬差距越大。 由于中国的经济体制和企业治理环境同西方国家有一些差别，曾经经历过计划经济向市场经济的转型，以及国有企业制度转型，所以在研究我国企业薪酬与业绩特征时，国有企业是研究的重点。而针对国企这一对象的研究目前看来依然不够充分，且研究角度较为单一。本文在对国企进一步细分的基础之上，深入探讨了不同类型国企在薪酬业绩敏感性上的结构化差异，为研究国企薪酬制度有效性提供了有益视角。 2.2. 研究假设的提出 1. 国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于民营上市公司。 国有上市公司存在着双重委托代理关系，导致了国有企业的委托代理问题更为严重。除了经营目标(即股东权益最大化)外，国有企业还承担了更多政策性目标，薪酬与业绩间相关性也随之减弱。此外，国有企业规模较大，在关系国家安全和国民经济命脉的重要行业占有垄断和支配地位，享受各类补贴和政策优惠条件，所以国有企业的经营绩效和高管的工作能力并没有必然联系。而且，国有企业有较强的行政色彩，受政府干预较多。Gu et al. (2011) [ 12 ] 研究了中国政府干预与经理薪酬机制的关系，研究发现两者呈反向相关关系。基于以上分析，本文提出假设1：国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于非国有上市公司。 2. 中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于地方控股国有上市公司。 地方国企涉及国家经济命脉的行业较少，规模也相对较小，面对的竞争也更为激烈。而央企的行业特征以及其规模影响力，使其会受到更多政府监管和社会关注，政府的监管使得央企高管的薪酬制定更具有行政化命令色彩，缺少市场化的自主定价。另外，对于中央控股上市公司来说其更具备多任务的发展目标，除了盈利能力、国有资产保值增值等经济任务之外，还有更多调节经济和实施产业政策等行政、社会责任等目标，那么在衡量高管的努力程度与企业业绩之间关系时就不仅仅是单一的薪酬业绩敏感性问题，而是需要更加复杂和全面的考核机制。 除此以外，央企和地方国企的高管对于自身薪酬的多寡和组成也有不同的追求。由于央企高管相比于国企高管拥有更多的寻租机会和更多职务待遇，因此在以货币性收入进行薪酬业绩敏感性计量时，无法直接体现其实际收入，央企高管薪酬业绩敏感性较低。此外，央企的高管会更加关注自身的政治前途，而在对货币性薪酬的追求上自我约束，从而扭曲了货币薪酬激励机制。因此，本文提出假设2：中央控股国有上市公司高管薪酬业绩敏感性低于地方控股国有上市公司。 3. 金融业国有上市公司的薪酬业绩敏感普遍低于其他行业。 虽然同属于国有企业，金融业国企相较其他行业国企，经营性质存在着较大的差异，金融业国企有着高负债、严监管、大规模等特点，所以其薪酬业绩特征也存在着一定的区别。高负债导致了风险转移可能性的上升，严格的政府监管限制了国有金融企业的投资自主性，社会监督提高了企业透明度，相对较大的企业规模强调的稳健经营和较高的社会关注度，国有金融机构在经营过程中的波动性较小使得企业的经营业绩总是可以稳定在较高的水平上。国有金融机构在经营上的独特性导致其高管薪酬的绩效敏感性低于其他行业。故而，本文提出假设3：国有金融业上市公司的薪酬业绩敏感普遍低于国有非金融业上市公司。
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user: 5. 国企高管薪酬多层次治理建议 针对实证结果反映出来的国有企业高管薪酬制度存在的问题，本文提出以下建议： 1. 国有企业高管薪酬改革政策应细化要求、分类治理。 以往的国企薪酬管理政策规定都比较粗线条，大多为政府部门对国企薪酬制度的指导性意见，而无明确具体的操作要求，使政策的落实和监管无法有效开展。因此，本文建议在薪酬改革方案中，明确国企业酬制度改革的操作细节，各项要求和指标都应当予以细化。另外，改革也应当避免一刀切，而应针对不同类型和经营模式的国有企业制定不同的治理方案，从而实现差异化有针对性的薪酬管理效果。 2. 应加强对国企高管的薪酬监管。 政策的实施需要监督和约束机制的配合才能达到其应有的效果，而政策出台的部门很多时候并无法做到对政策落实的全面监督和管理，所以本文建议以本次“央企负责人薪酬改革”为契机，设立专门的国企高管薪酬改革监督管理委员会，从而实现对国企高管薪酬的有效监督和约束。除了货币薪酬，职务消费和福利待遇等隐性收入也应当在监管中予以重视。 3. 应建立和完善国企高管薪酬信息公开制度，使高管的薪酬收入和各项福利公开化、透明化。 本文在数据搜集时发现，国有企业高管薪酬以及绩效的全面数据难以获得，社会公众唯一可以获知国企高管薪酬的渠道是上市公司企业年报，而年报中所披露的信息也十分有限，仅包括上市的国有企业高管的货币性薪酬收入，而非上市的国企高管的薪酬信息，以及非货币形式的包括职务消费、类目繁多的补贴、分红等福利以及股权激励等薪酬收入都无从获知。因此，本文建议建立国企高管薪酬信息公开制度，全面披露国有高管的薪酬水平和福利性收入，从而有利于政府和公众对国有企业高管薪酬水平，与业绩挂钩的情况进行监督。 4. 完善国企人事制度、厘清高管身份、部分高管实现“去行政化”。 目前我国国有企业的人事制度面临着行政属性约束与现代公司制的交织和冲突，国企高管主要由国资委等政府主管部门指派，行政任命使其具有党政官员的身份，而同时在企业中又具有高级管理人员的身份，官商不分的双重身份使得其既享受了高管的高额经济待遇，又享受高官的特殊政治福利，同时导致了高管权责不明，权利滥用的现象，国企管理者可以在两种身份之间随意切换，借口企业身份逃避对党政官员的约束监督，又以党政身份从事违背企业利益的事情。因此本文建议应当厘清高管身份，明确高管职责。根据国有企业行业特征、经营性质以及国企高官的职位特征，或是将其划归为行政性编制，比照公务员享受薪酬待遇，或是作为市场化的职业经理人，取消其行政级别实现去“行政化”，参与市场化竞争，享有市场化的薪酬待遇，只有解决国企高管行政与市场双重身份的“混搭”明确高管身份才能切实有效的对其薪酬进行管理。 5. 进一步推进混合所有制改革，完善国企改革顶层设计，完成国企的功能划分和转型。 本文参考2014年中国社会科学院工业经济研究所研究员黄群慧 [ 17 ] 在论文中提到的做法，将国有企业按照功能划分为三类：(1) 公共政策型：侧重实现国家调节经济和实施产业政策的目标；(2) 特定功能性：涉及国家安全和重要资源的行业的国有企业；(3) 一般竞争型：侧重追求国有资产的保值增值目标。对于一般竞争型国有企业，应逐渐实现市场化转型，高管薪酬改革的重点也应当是逐渐实现高管“去行政化”，高管薪酬和绩效都参与市场化竞争，享受职业经理人待遇。对于公共政策型事业单位和特定功能型，则向公益性机构转型，帮助实现公共政策目标和特定功能，高管也按照其对企业所做的努力，参照其行政职位享受党政机关的薪酬待遇。从而实现国有企业管理层薪酬由“集中统一管理”逐步转向“分层分类管理”。
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user: 摘 要 基于哈密地区6个气象站1960~2014年降水观测资料，采用一元线性回归、Mann-Kendall突变检验和Morlet小波分析的方法，分析了哈密地区降水的变化趋势特征。结果表明：哈密地区年与四季降水量均呈增加趋势，其气候倾向率全年为3.7mm∙(10a) −1 、冬季为0.4 mm∙(10a) −1 、春季、夏季为1.1 mm∙(10a) −1 、秋季为1.2 mm∙(10a) −1 ，冬季对降水增加贡献最小，秋季对降水增加贡献最大。哈密地区全年的降水增加，主要体现在春、秋季和夏季降水量的增加。年降水量存在16 a左右的振荡周期。年降水量在60年代前期呈减少趋势，60年代后期之后增加趋势明显，在1976年左右发生了突变。 关键词 :哈密地区，降水量，小波分析，突变
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user: 1. 引言 近几十年来，世界气候发生了非常显著的变化。许多研究表明，在全球气候变化的背景下，从1970年代开始，全国平均降水量无明显的变化趋势，但区域平均降水量的变化趋势明显，尤其新疆地区降水量的增加趋势无论在范围和强度上都是最大的。事实表明，新疆的气候明显存在着变暖、变湿的趋势，年降水量明显增加从1987年以后表现最为突出，增湿趋势南疆降水大于北疆及天山山区，且新疆夏季降水呈增多趋势，新疆东部地区的增加趋势最为明显 [ 1 ] - [ 15 ] 。 哈密地区位于新疆维吾尔自治区最东端，地跨天山南北。东部、东南部与甘肃省敦煌市为邻，南接巴音郭楞蒙古自治州；西部、西南部与昌吉、吐鲁番地区毗邻，北部、东北部与蒙古国接壤。全地区总面积约15.3万km 2 ，占新疆总面积的9%。全区分为两县一市，分别是哈密市(天山以南)、伊吾县(山北之东)、巴里坤县(山北之西) [ 12 ] 。天山余脉巴尔库山和喀尔力克山横贯哈密地区，将其分为南北两部分，特殊的地理条件形成了两大不同的气候区：南部干旱少雨，北部湿润多雨 [ 13 ] 。1960年至今有关哈密地区降水变化特征分析的文章很少，有必要对干旱地区的哈密的降水特征做个阶段性的总结。
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user: 2. 资料和方法 2.1. 资料来源 本文选用经过新疆气象信息中心审核后的哈密地区6个气象站(哈密、巴里坤、伊吾、淖毛湖、红柳河、十三间房)1960~2014年降水观测资料。以月资料为基础，按照气候学上常用的方法进行季节划分，即：春(3~5月)、夏(6~8月)、秋(9~11月)、冬(12~次年2月)。 2.2. 计算及分析方法 本文利用线性倾向的最小二乘法，累计距平等方法分析哈密地区年降水、四季降水的气候变化的趋势分析 [ 16 ] 。 本文采用Mann-Kendall突变检验法 [ 17 ] ，给定显著性水平为0.05，其正态分布的范围值U 0.05 = ±1.96。基本原理为：定义统计量UF和UB，通过分析统计序列UF和UB可以分析序列X的变化趋势，并且可以进一步明确突变时间。若UF值大于0，则表明序列呈上升趋势，若小于0则表明呈下降趋势，当超过临界线时，表明上升、下降趋势显著。如果UF和UB两条曲线出现交点，且交点位于临界线之间，那么交点对应时刻即是突变开始时刻。 本文进行周期分析主要采用Morlet小波变换。目前，Morlet小波已经普遍应用于气象分析，并取得了一些成果 [ 18 ] - [ 20 ] ，其小波系数的变化趋势与气候信号的起伏基本一致，适用于对气候资料序列进行时频局部化分析。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 降水的变化趋势 3.1.1. 年降水量的变化趋势 哈密地区年降水量波动比较大，但总体表现为增加趋势，其气候倾向率3.7 mm∙(10a) −1 。哈密地区年降水量变化大致可分为2个阶段：以1985年为界，1985年以前降水偏少，1985年以后降水偏多。1985年以前，26 a中仅有8 a属于偏多年份(距平值 > 0)，1974年的降水最少，仅有47.0 mm，比常年平均降水量76.2 mm偏少29.2 mm；1985年以后，29 a中有12 a降水偏少，降水的最大值也是出现在这一时期的1998年，达到117.9mm (图1)。 3.1.2. 季节降水量的变化趋势 图2表明，哈密地区四季降水量波动比较大，总体表现为增加趋势，其气候倾向率分别为：春季、夏季1.1 mm∙(10a) −1 ，秋季1.2 mm∙(10a) −1 、冬季0.4 mm∙(10a) −1 ，冬季对降水增加贡献最小，秋季对降水增加贡献最大。图2(a)表明，春季降水在1986年以前降水偏少，1986年以后降水偏多。1986年以前，27 a中仅有9 a属于偏多年份(距平值 > 0)，1962年的降水量最少，仅有3.0 mm，比常年平均降水量14.0 mm偏少11.0 mm；1986年以后，28 a中仅有13 a降水偏少，降水的最大值也是出现在这一时期的1998年，达到39.7 mm。图2(b)表明，夏季降水在1982年以前降水偏少，1982年以后降水偏多。1982年以前，23 a中仅有7 a属于偏多年份(距平值 > 0)，1982年的降水量最少，仅有20.7mm，比常年平均降水量44.3 mm偏少23.7 mm；1982年以后，32 a中仅有14 a降水偏少，降水的最大值也是出现在这一时期的1984年，达到71.8mm。图2(c)表明，秋季降水在1977年以前降水偏少，1977年以后降水偏多。1977年以前，18 a中仅有2 a属于偏多年份(距平值 > 0)，1975年的降水量最少，仅有6.8 mm，比常年平均降水量13.8 mm偏少7.0 mm；1977年以后，37 a中仅有13 a降水偏少，降水的最大值也是出现在这一时期的2005年，达到29.0 mm。图2(d)表明，冬季降水在2000年以前降水偏少，2000年以后降水偏多。2000年以前，41 a中仅有12 a属于偏多年份(距平值 > 0)，1968年的降水量最少，仅有0.4 mm，比常年平均降水量4.1 mm偏少3.7 mm；2000年以后，14 a中仅有5 a降水偏少，降水的最大值也是出现在这一时期的2003年，达到11.9 mm。 3.2. 降水的变化周期 3.2.1. 年降水变化小波分析 本文采用墨西哥帽小波分析周期变化，左侧坐标轴为时间轴，根据原理需要 × 4，故分析周期时1 a对应4 a的周期。从图3中可以看到，对于哈密地区的年降水量，主要的周期为4 a左右，即16年左右的周期变化。在最近的55 a来，主要在1960到1987年间经历了从偏少到偏多的两个半的周期变化，但 图1. 1960~2014年哈密地区年降水量变化 图2. 1960~2014年哈密地区季节降水量变化；(a) 春季；(b) 夏季；(c) 秋季；(d) 冬季 是自20世纪80年代末到21世纪初，在这个尺度上的主要为降水量相对偏多的一个时段，中间嵌套有较短的2 a左右的周期变化一直延伸至今，但在小波方差图上并不显著。 3.2.2. 四季降水变化小波分析 图4(a)从图中可以看出，对于春季降水，主要的周期为2~4 a之间。在60年代中期~70年代末，经 图3. 1960~2014年哈密地区年降水小波 图4. 1960~2014年哈密地区季节降水小波；(a) 春季；(b) 夏季；(c) 秋季；(d) 冬季 历了一个较长的从降水偏少到偏多的周期变化；在20世纪80年代至今，变化周期相对缩短，有4个降水偏多到偏少的完整周期变化。 图4(b)对于夏季降水进行小波分析，可以看到，主要为时间尺度较小的短周期变化。在60年代中期到70年代中后期，周期相对较长，主要经历一个从偏多到偏少的完整周期变化。之后周期相对较短，主要位于2 a的时间尺度上，并持续到90年代，90年代降水总体偏多，并且持续时间较长，之后仍在2 a的时间尺度上变化较为显著，经历了从偏少到偏多的周期变化。 图4(c)对于秋季降水的小波分析，哈密地区在前期并无显著的周期变化，60年代末期之后到70年代末，主要在3.5 a的这个时间尺度上经历了一个从偏多到偏少的周期变化；进入80年代，在这个时间尺度上的周期变化仍然较为显著，但是在更大的时间尺度上(6a左右)，一直到21世纪的前10年，则呈现了偏多到偏少的周期变化，小时间尺度变化，更像是嵌套于这个大尺度上的变化，同时周期相对缩短，尤其是在90年代之后更为明显。 图4(d)在冬季的小波功率谱图上，我们可以更为明显的看到，周期变化特征并不是十分的显著，主要的是在70年代到2000年的一个完整30年左右的从偏多到偏少的变化。同时在70年代到90年代以及2000年之后，有着1~2 a的两个较为连续的短周期变化。 综上所述，春夏两个季节均在90年代之后，存在明显的降水增加的变化，同年降水总量的变化较为一致，尤其是夏季降水占全年降水的一半左右，在总时间尺度上的变化与年降水量的变化更为相似。与此不同的是，秋季则在80年代和2000年之后出现过两次降水增加的变化。冬季降水在2000年之后才又开始增多，并且存在着70年代中的显著增加的变化。 3.3. 降水突变分析 3.3.1. 年降水突变分析 图5为哈密地区近55 a来年降水量序列的M-K突变检验，给定的显著性水平为0.05。由UF曲线可看出，哈密地区年降水量在60年代前期呈减少趋势，60年代后期之后增加趋势明显，在1976年左右发生了突变，增加趋势更加明显，通过了95%的信度检验，突变点的时间出现在1976年左右。 3.3.2. 四季降水突变分析 图6为哈密地区四季降水M-K曲线图，给定的显著性水平为0.05。根据UF和UB曲线交点图6(a)春季降水量的突变在1987年、1990年左右和1994年，突变过程在波动，前两次趋势不显著，1994年后变化趋势明显，通过了95%的信度检验。图6(b)夏季降水量的突变在1967、2006、2009、2011年左右，1967年至2006年之间突变较为显著，其前后趋势都不显著。图6(c)秋季降水量的突变在1970年左右，变化趋势明显，通过了95%的信度检验，说明秋季降水量增加明显。图6(d)冬季降水量的突变在2003年和2006年左右，趋势不显著。
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user: 4. 结论 1) 哈密地区年降水量波动比较大，但总体表现为增加趋势，其气候倾向率3.7 mm∙(10a) −1 。四季降水量也表现为增加趋势，其气候倾向率分别为：冬季0.4 mm∙(10a) −1 ，春季、夏季1.1 mm∙(10a) −1 ，秋季1.2 mm∙(10a) −1 ，冬季对降水增加贡献最小，秋季对降水增加贡献最大。哈密地区全年的降水增加，主要体现在春、秋季和夏季降水量的增加。 图5. 1960~2014年哈密地区年降水突变 图6. 1960~2014年哈密地区季节降水突变(a)春季 (b)夏季 (c)秋季 (d)冬季 2) 哈密地区的年降水量具有明显的周期性特征，振荡周期在16 a左右比较明显。春季降水主要的周期为2~4 a之间；夏季降水主要为时间尺度较小的短周期变化；秋季降水在前期并无显著的周期变化，60年代末至70年代末主要有3.5 a的周期变化，80年代至今都是以小时间尺度变化嵌套于6 a左右周期变化中，以90年代之后更为明显。冬季周期变化特征并不是十分的显著。 3) 哈密地区年降水量在60年代前期呈减少趋势，60年代后期之后增加趋势明显，在1976年左右发生了突变，增加趋势更加明显，通过了95%的信度检验，突变点的时间出现在1976年左右。四季降水量来看春季在1994年左右发生了突变，秋季在1970年左右发生了突变，而夏季、冬季突变趋势不显著。
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user: 摘 要 本文基于日本气象厅区域专业气象中心-东京台风中心(Regional Specialized Meteorological Center-Tokyo Typhoon Center， Japan Meteorological Agency)的热带气旋资料和欧洲中尺度天气预报中心(European Centre for Medium-Range Weather Forecasts)的再分析资料，在前人的研究基础上，对西北太平洋10~12月期间台风活动对大尺度环境因子年代际突变的响应进行了讨论，并且通过台风数量和相关大尺度环境因素的分析，对其影响机制进行了比较详细的阐述。分析西北太平洋1980~2013年10~12月生成的台风，与1980~1994年相比，10~12月的台风数量在1995~2013年期间显著减少。分析发现热带气旋最大潜在强度的年代际变化是导致1995~2013年西北太平洋热带气旋潜在生成指数(Genesis Potential Index， GPI)减少的最主要因素，1995年后西北太平洋SST异常场呈La Niña形态，导致热带气旋最大潜在强度(The Maximum Tropical Cyclone Potential Intensity， MPI)增大，但在热带气旋的发展过程中过早受到西边界的影响使得增强为台风的热带气旋减少。突变后垂直风切变增强造成西北太平洋东南部的动力条件不利于台风生成，这都是造成台风突变减少的原因。分析还发现垂直风切变主要对西北太平洋东南部的台风活动造成影响。 关键词 :西北太平洋，台风，年代际突变
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user: 1. 引言 台风是生成在热带和副热带海洋上的一种剧烈的天气过程，是破坏性最强的自然灾害之一。由于台风破坏性强，给受影响地区的生命和财产安全带来严重的威胁 [ 1 ] ，因此对台风的研究和预测工作一直受到气象学者的重视。早期主要研究台风的生成、发展和移动规律，以及台风个例的路径、强度和结构变化。近几十年以来，气象学者注意到台风活动的年际、年代际变化都存在明显的规律，所以台风在不同大尺度环境下的活动规律、对大尺度环境因素的响应以及响应机制成为台风主要的研究方向。这些研究可以加深对台风活动以及相关影响机制的认识，从而一定程度上提高预报的准确性，降低台风天气带来的损失。 近年来，很多破坏性极强的台风在10~12月期间生成。五级超强台风宝霞(Bopha)，生成于2012年11月末，造成了菲律宾超过1000人死亡，经济损失10.4亿美元，是造成菲律宾损失最严重的台风。2010年10月中旬生成的超强台风鲶鱼(Megi)，也对菲律宾和中国造成巨大的损失(7.359亿美元)。2013年11月，台风海燕几乎摧毁了菲律宾中部。海燕是菲律宾台风史上最大的台风，造成菲律宾至少5000人死亡。超强台风泰培(Tip)于1979年10月在西北太平洋生成，是世界上有确切纪录以来强度最强、中心气压最低的台风。 很多研究表明西北太平洋台风的活动有年代际的变化规律 [ 2 ] - [ 6 ] 。大尺度大气和海洋环境的变化是造成台风年代际变化的主要原因。研究表明热带东太平洋和印度洋海表温度的变化对西北太平洋台风的年际变化起主要作用 [ 7 ] - [ 9 ] 。Jin et al. [ 10 ] 指出，在中太平洋El Niño期间，中太平洋SST的升高对气旋向东亚运动提供了有利的条件。因此，中太平洋SST的变化会对大尺度环流和西北太平洋台风的活动造成影响。Xie et al. [ 11 ] 指出，热带印度洋SST升高，深对流中的湿绝热变化使得对流层温度升高，所激发的斜压Kelvin波传播到太平洋，导致夏季热带西北太平洋上空对流层下层出现反气旋式环流；Du and Xie [ 7 ] 的研究进一步表明该反气旋环流会抑制西北太平洋热带气旋的生成。从20世纪70年代中后期起，由于热带印度洋持续增温，使得西北太平洋上热带气旋生成频次减少 [ 12 ] 。Hsu et al. [ 13 ] 分析西北太平洋1979~2011年10~12月的台风，发现1995年发生了一次突变，并且发现低层相对涡度的年代际变化是导致西北太平洋热带气旋潜在生成指数减少的主要原因。 尽管10~12月生成的台风给人们的生活带来严重的影响，它的年代际变化规律和影响机制还没有得到充分的研究。前人的研究主要致力于每年生成台风数的变化和7~9月的台风活动，对10~12月台风活动的研究则比较少。本文主要对1980~2013年10~12月西北太平洋的台风活动造成突变的机制进行比较详细的阐述。
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user: 2. 数据和方法 热带气旋的数据来源于日本气象厅区域专业气象中心-东京台风中心。包括(0˚~60˚N， 100˚E~180˚)。该数据集记录了西北太平洋从1951年至今热带气旋每6小时一次的位置、强度、最小中心气压。本文选取强度达到台风的热带气旋，即10分钟持续风速达到64节以上的热带气旋。气象环境场的数据来自欧洲中尺度天气预报中心，分辨率为1˚ × 1˚，垂直17层。 逆跳马尔科夫蒙特卡洛贝叶斯突变检测： Chu and Zhao [ 14 ] 建立了一个突变假设条件下的贝叶斯突变点检测法，其主要特征是：1) 把台风的频数时间序列用参数服从伽玛分布的泊松过程模式化。2) 制定一个分层的方法来确定突变的后验概率，其中分为数据、参数、假设3层。贝叶斯分析不仅能计算出突变点的数量、发生突变的时间，还能定量的给出每个突变点的概率信息。 Mann-Kendall检验： 本文用MK检验来检验10~12月西北太平洋SST时间序列的突变、西风环流指数的突变以及时间序列趋势的显著性。MK是一种非参数统计检验方法，其优点在于样本不需要服从一定的分布，也不受少数异常值的影响 [ 15 ] - [ 17 ] 。 曼惠特尼检验： 曼惠特尼检验由Mann和Whitney [ 18 ] 于1947年建立。其目的是检测两个总体的均值是否存在明显的区别。 本文中E1、E2分别指1980年~1994年(opoch1或E1)、1995年~2013年(opoch2或E2)。
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user: 3. 台风的突变 统计1980~2013年生成于西北太平洋的台风，正如图1所示，1980~1994年期间10~12月月平均生成的台风为5.27个，但1995~2013年期间明显下降到3.21个，下降量超过64%。其线性趋势在MK检验中超过0.05的显著性水平。对其做逆跳马尔科夫蒙特卡洛贝叶斯突变检验，分析结果显示有一个突变点(图2)，且该点在1995年的后验概率最为显著(图3)。1995年的突变在曼惠特尼检验中超过0.05的显著性水平。下文将对造成台风活动突变的机制做详细分析。 图1. 1980~2013年西北太平洋10~12月生成台风的时间序列 蓝色虚线分别为突变前后台风的平均值，黑色细线为34年内的趋势线。线性趋势在MK检验中超过0.05的显著性水平；1995年的突变在曼惠特尼检验中超过0.05的显著性水平 图2. 1980~2013年10~12月台风突变点数的后验概率
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user: 5. 结论与讨论 尽管10~12月生成的台风导致一些亚洲国家特别是菲律宾损失严重，它的年代际变化规律和影响机制还没有得到充分的研究。利用区域专业气象中心–东京台风中心记录的1980~2013年的台风数据，和欧洲中尺度天气预报中心的再分析资料，对西北太平洋10~12月期间台风活动的突变、以及台风对大尺度环境因子年代际突变的响应进行了讨论。发现1980~2013年10~12月的台风存在一次突变，且该突变发生在1995年的后验概率最高。与1980~1994年相比，1995~2013年期间的台风数量显著下降。西北太平洋台风生成的频率大范围减小，说明10~12月台风数量的年代际突变很大程度上受大尺度环境因子的调制。热力因子如最大潜在其强度、相对湿度，动力因子如垂直风切变、涡度、垂直速度在西北太平洋台风生成的减少中起到了关键性的作用(表1)。热带气旋最大潜在强度是西北太平洋10~12月GPI年代际突变中贡献最大的因子。分析还发现垂直风切变主要对西北太平洋东南部台风的活动造成影响。
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user: 摘 要 CO 2 捕集技术主要有吸收分离法、吸附分离法、低温蒸馏法、化学循环燃烧、膜分离法、水合物等。本文对这些技术进行了分析比较，探讨了各技术的优缺点与适应场合。根据电厂燃煤烟气的特点，化学吸收法技术可靠性强、经济性高，能够满足发电厂对燃煤烟气捕集回收CO 2 以减少污染物排放的要求。 关键词 :燃煤电厂，CO 2 捕集，温室气体，研究进展
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user: 1. 引言 从能源结构来看，我国煤炭消费量占能源总消费量65%以上，而且在以后相当长一段时间内，以煤炭为主的能源结构不会改变 [ 1 ] 。火力发电技术在我国整个电力行业中占有主要地位，其中2013年我国火力发电量占总发电量的百分比为78.35%。由于我国火电综合利用效率仍然只有40%左右，煤炭的消耗量短时间内不会减少，那么也就是说SO 2 、氮氧化物、HgO等气体的排放量仍然会很大。CO 2 的排放越来越受到能源和环境领域的关注，限制其在大气的排放量可通过两种方法减少其排放：一、提高能源的利用率，减少煤粉的使用量，从而减少CO 2 向大气的排放；二、利用技术手段，将尾气中的CO 2 分离出来，固定之后加以封存或者利用，可减少CO 2 的排放 [ 2 ] - [ 4 ] 。表1是我国近10年CO 2 排放量，从表中数据可知，10年间CO 2 排放量增加了2004年的4/5，相比之下，近几年CO 2 排放量增加速度逐渐较小，但仍是在增加。
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user: 3. 结语 由于CO 2 的减排压力日益突出，燃煤电厂作为CO 2 排放的主要来源，对于其烟气的处理是必不可少的。近年来，燃煤电厂烟气CO 2 捕集与利用技术取得了一定进步，但很多技术仍处于研究试验阶段，可以大规模商业化应用的成熟技术较少。相比较其他方法而言，化学吸收法中吸收液与烟气直接接触，适合低分压CO 2 ，技术可靠，分离效果好，可处理大量烟气，因而化学吸收法适合应用在燃煤电厂烟气处理。化学循环燃烧法和水合物是先进的技术，不仅以低能耗可实现CO 2 的高浓度富集，而且可以提高能源利用效率，但这两种方法仍处于研究阶段，实际应用比较少。燃煤电厂烟气CO 2 捕捉技术对我们提出了严峻的挑战，应加大力度自主开发成熟、可靠的CO 2 捕集技术，形成该领域的特色。
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user: 摘 要 针对单闭环直流电子负载系统，研究了一种新型的基于双闭环线性积分的电子负载系统。外环主要利用PI调节器来消除静态偏差，同时提高转换速率，内环采用软硬件相结合的方法，利用低功耗微机控制滞环比较器，并研究了自适应控制算法用于控制PWM波的输出，使系统的功率因数得到了大幅提高。分析电子负载主要的干扰，设计光耦线性隔离方案，在负载端新添保护电路和通信接口，可以保证数据的安全性和完整性。最后实验结果表明，系统的功率因数提高至0.96，验证了该研究的可行性。 关键词 :线性积分，电子负载，自适应控制算法，功率因数
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user: 1. 引言 随着电力电子技术的发展，电子负载的出现，不但可以模拟不同特性的负载，而且具有智能化可编程的特点，相比于传统意义的负载，还具有体积小、精度高、稳定性好等优点 [ 1 ] 。普通的电子负载调节不便，功率因数低，难以抑制电源阶跃干扰，文献 [ 2 ] 提出了一种改进的锁相跟踪控制方法，使用2级式PWM变换器和环电流控制HCC提高响应速度和功率因素 [ 2 ] ，但功率管多，产生的功耗大。文献 [ 3 ] 采用LCL滤波器的并网变换器电流控制策略，有效抑制了并网时开关频率附近的高次谐波引起的谐振，提高了功率因素，增加了系统的稳定性 [ 3 ] ，但高频引起的电磁干扰并没有考虑。 本文所设计的直流电子负载采用线性积分控制单功率管，将大为降低功耗，采用光电耦合隔离负载电流谐波，自适应双闭环控制，令输出PWM波上升下降沿时延更短，速度更快，再同时改善电感工作模式，从而提高功率因数，适用于当今直流电源的测试。
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user: 2. 系统方案设计 方案一：利用单闭环线性积分控制方案。对负载电路进行采样，利用PI调节器控制输出，改变MOS管导通深度从而控制负载电流，最终实现电子负载的功能。 方案二：利用双闭环线性积分控制方案。内环利用微机进行控制，外环经过采样，隔离输出至PI调节器，新添滞环比较器，输出PWM波控制MOS管，利用buck-boost电路原理，控制负载电路上的电流，从而实现电子负载的功能 [ 3 ] 。 方案一是普遍使用的单闭环控制系统，由于MOS管处于线性导通状态，虽然纹波和噪声小，但功率因数较低，方案二的双闭环控制新方案，能自适应快速控制MOS管的导通与关闭，大大提高了功率因数，增加了系统效率，所以本文采用方案二，如图1所示。 整个直流电子负载系统采用TI的低功耗430系列的F5529作为微处理器，内置12位的高精度A/D，使得采样更加准确，从而实现恒流、恒压、恒阻和恒功率的功能。 图1. 系统框图 2.1. 外环控制策略 为了使系统的响应速度加快，本文外环设计主要采用PI调节器，PI调节器的输出表达式如下： (1) 在PI调节器前需加一个反相器，使得 为负(这样才能与反馈量形成偏差)，表达式如下： (2) (3) 其中， 是输出量， 是第一级输入量， 是第二级输入量， 是反馈量， 为PI调节器的比例系数， 为PI调节器的积分常数， 为输入量与反馈量之差，即偏差。 线性积分器由“比例和积分”两部分组成，前半部分(比例部分)快速反应调节作用，使电子负载系统具有快速性，后半部分(积分部分)最终消除静态偏差，使系统的稳定性提高 [ 4 ] [ 5 ] 。 2.2. 内环控制策略 内环控制的目的是提高功率因数，从而提高转换效率，主要从两方面来校准功率因数，一方面，功率管的上升电流和下降电压的交越时间过长会产生较大的损耗 [ 6 ] 。 本方案通过在负载端采样放大并且反馈给微控制器，微控制器通过自适应算法控制输出电平，使之与经过PI调节的信号进行比对，滞环比较器输出PWM波，快速控制以减少PWM波的上升时间和下降时间。如图2所示，功率管所接为感性负载，当输入为 ，设交越时间为 ，最大导通电流为 ，当 和 中有一个变化时，另一个保持不变，此时电流均值为 ，电压均值为 ，则可得一次交越损耗为 (4) (5) 当重复导通关闭功率管时，产生的损耗为 (6) 主要由两个因素决定，一是由滞环比较器输出的PWM波上升下降沿的斜率，二是功率管本身的响应速度。使用PI调节器可以使比较器输入时延降低，从而使得PWM波上升下降沿更为陡峭，功率管采用低导通电阻、低延时的MOS管IRF2305，上升时间为101 ns/V，下降时间为65 ns/V，使得功耗大大降低。 图2. 导通转换图 由微机控制的锯齿波频率所决定，当负载功率提高时，根据自适应算法控制 减小，从而导致损耗降低，当负载功率下降时，可适当提高 ，缓解电路拓扑带来的压力，从而提高效率。另一方面，除了电路中的无源PFC补偿外，还需要控制电感的充放电时间，使其尽量工作于断续导通模式。
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user: 3. 方案分析和参数设计 3.1. 恒流和恒压 恒流电路的工作方式：由用户在微控制器中设定电流值，经过微机处理，把模拟量输入PI调节器，输出信号，与微机反馈控制的锯齿波信号进行比较，输出驱动功率管，通过buck-boost电路，从而控制负载电流使之恒定，达到改变设定的电流值就可改变输出电流的功能 [ 7 ] - [ 9 ] 。电路设计如图3所示。 恒压电路的PI调节器及反相电路与恒流电路相同，不同在于采样电路和负载电阻，通过采样电路，分压后输入PI调节器，由于电阻分压后驱动力不足，所以采用直接耦合方式。 3.2. 恒阻和恒功率 恒阻和恒功率电路基于恒流电路，首先通过按键设定需要的电阻值以及功率值，通过采样至微机处理，计算需要设定的电流值，通过恒流电路控制输出的电流，从而实现恒阻和恒功率的功能。 3.3. EMI控制方案 由于被测电源的未知性，负载电路往往存在不同程度的干扰。电源电路中的高频开关或者感性负载处于高频状态时易产生尖峰脉冲，其中包含的谐波丰富，将会对负载设备产生巨大的影响；当负载设备的功率加大时，由于线路的分布问题，从而会引起电场耦合和磁场耦合，从而引起电磁干扰。整个EMI干扰和谐波干扰主要来自高频开关端和负载端，负载端采用线性光耦隔离方案，在开关附近加上尖峰去除电路来消除噪声 [ 10 ] - [ 12 ] ，并且在负载端添加过流保护和过压保护电路提高系统的安全性。 3.4. 软件控制方案 微控制器主要实现两方面的内容，采集显示和自适应算法。实现方案主要如图4所示。 采集到的电压信号，电压信号输入至微控制器，通过与当前电压值比较，表1为频率数据表，多次调试并获得一个最合适频率的锯齿波，控制滞环比较器，从而使得根据获得的电流电压值算出黄金频率点，使功率因数始终处于最大值，表2为电压数据表，反馈给输入并产生偏移量。另外，微控制器对采集信号进行处理，通过串口，发送到上位机进行保存和显示。 图3. 恒流电路原理图 图4. 软件流程图 Table 1 Measurement of constant current dat 设定电流/mA 显示电流/mA 实测电流/mA 实际误差/% 测量误差/% 10 50 100 400 800 1200 1800 12.5 53.5 102.0 404.5 812.5 1218.5 1840.0 10.8 51.8 103.8 402.7 809.9 1215.0 1832.4 8.00 3.60 3.80 0.68 1.23 1.25 1.80 15.74 3.28 1.73 0.37 0.32 0.29 0.41 表1. 恒流数据测量 Table 2 Measurement of constant voltage dat 设定电压/V 显示电压/V 实测电压/V 实际误差/% 测量误差/% 0.1 0.5 1 5 10 15 18 0.115 0.525 1.050 5.030 10.025 15.015 18.010 0.112 0.527 1.055 5.030 10.031 15.072 18.102 12.00 5.40 0.50 0.60 0.31 0.48 0.57 2.68 1.44 0.47 0 0.06 0.38 0.01 表2. 恒压数据测量 Table 3 Measurement of constant resistance dat 设定电阻/Ω 显示电阻/Ω 实测电阻/Ω 实际误差/% 测量误差/% 10 20 50 100 400 800 2000 11.0 21.5 52.0 102.5 403.5 805.0 2007.0 11.4 21.0 52.1 104.2 406.2 807.1 2009.8 14.00 5.00 4.20 4.20 1.55 0.89 0.49 3.51 2.38 0.19 1.63 0.66 0.26 0.14 表3. 恒电阻数据测量 Table 4 Measurement of constant power dat 设定功率/W 显示功率/W 实测功率/W 实际误差/% 测量误差/% 0.01 0.05 0.1 0.5 1 5 20 0.011 0.052 0.100 0.505 1.010 5.070 20.185 0.010 0.051 0.103 0.508 1.025 5.082 20.260 0 2.00 3.00 1.60 2.50 1.64 1.30 10.00 1.96 3.00 0.59 1.46 0.23 0.37 表4. 恒功率数据测量
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user: 4. 电路测试 经过硬件实际测试，电路运行正常。实际电路测试数据如下(表1~4)： 经过测试，设定电流在50~1800 mA时，实际误差控制在4%之内，测量误差在4%之内；设定电压在1~18 V时，实际误差在1%之内，测量误差在1%之内；设定电阻在20~2000 Ω时，实际误差在5%之内，测量误差在3%之内；设定功率在0.01~20 W时，实际误差在3%之内，测量误差在10%之内。受测量精度和转换效率的影响，当设定值较小时，误差较大。总体来说，设定值在一个较大范围内能都使得输出稳定。
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user: 5. 结论 现代直流电子负载的功率因数普遍较低，即使增加PFC修正功率因数，其值也仅在0.8左右。本系统分析并设计线性积分调节器，提高系统的响应速度，利用双闭环系统自适应控制功率管，使得功率管的和输出电感的功率因数都得以修正，功率因数值比普通的PFC修正电路提高了0.15，大大提高了系统的效率。结合光电耦合电路隔离被测电源的干扰，有效地消除了电源波动，电磁干扰方面对电子负载系统带来的影响，使得系统的稳定性得到了提高 [ 13 ] ，在检测电源方面有较大的应用前景。
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user: 摘 要 为了实现各种有趣的应用，获得由微结构组成的超材料的有效参数是十分必要的。这个工作提出了一个双各向异性超材料16个有效参数反演的实验方法。我们从理论上提出了有效参数和散射矩阵之间的联系，并完成了散射矩阵的实验测量。我们也通过十字形结构和万字形结构证明了这种反演方法的有效性。相比之前的实验反演方法，我们所提出的方法更具普适性，可以用于任何平面结构。 关键词 :超材料，有效参数反演，散射矩阵