DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 理论分析与假设提出 贸易政策是一国政府在其经济发展战略的指导下，运用经济、法律和行政手段，对进出口贸易的方向、数量、规模、结构和效益进行管理和调节的原则、依据和措施体系。通过在国家之间的政策干预，采取关税及非关税政策，干预本国进出口同时影响到其他国家的进出口规模，导致市场上存在一定性的风险。因此贸易政策不确定性主要的理论基础是不确定性和进入成本。不确定性的理论机制来源于Bernanke (1983)所阐述的外部环境不确定性对企业投资的影响机制。梅里兹(Melitz)将企业生产率差异引入到垄断竞争模型中，构成了新新贸易理论的基本。由于企业异质性的存在，贸易会导致市场份额在企业间的重新配置，并倾向于流向生产率高的企业，而低生产率则被迫退出出口市场。企业在进入出口市场时，需要付出一定的固定成本。因此企业在决定是否出口时，需要比较当期的预期利润与出口成本的差额。出口市场环境稳定，企业预期利润值高，进入企业增多，企业间竞争激烈，企业倾向于扩大投资和出口规模，迫使低效率企业退出市场。但当贸易政策不确定性提升时，企业的预期收益会降低，自身效率高于某一临界值的企业才会进入出口市场，自身效率低于临界值的企业则会退出出口市场。贸易政策不确定性也会影响到企业进入或退出出口市场，影响到企业的生产效率。 全要生产率是分析经济增长源泉的重要工具，也是衡量技术进步和资源配置效率对经济增长作用的核心指标。全要素生产率的主要增长动力来源于企业成长带来的技术进步以及资源配置结构改进带来的效率变化。罗德明(2012) [ 13 ] 认为要素市场扭曲会损害全要素生产率的提升，宋凌云和王贤彬(2013) [ 14 ] 研究则发现产业政策主要通过实现产业内部资源重新配置来提高资源配置效率从而提升全要素生产效率。因此进口国受到贸易政策变动的影响时，本国为保护弱势企业的稳定出口会提出相关政策，加剧某些行业及所有制企业间的资源误置，进而影响到企业的全要素生产率。 因此我们提出竞争性假说： 假说1：贸易政策不确定性对企业全要素生产率存在正向影响。 假说2：贸易政策不确定性对企业全要素生产率存在负向影响。
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user: 4. 计量方法与数据说明 (一) 计量方法 为了检验本文所提出的研究假设，本文采用方程(1)来检验贸易政策不确定性对全要素生产率的影响。 TFP_op = β 0 + β 1 TPU + β 2 size + β 3 age + β 4 export + β 5 shareholder + β 6 finacon + λ + η + ε (1) (二) 数据说明 本文使用的样本来源于2008~2019中国上市公司的数据作为分析样本，上市公司的数据主要来自国泰安数据库，在样本筛选和整理过程中主要进行了以下处理：1) 剔除了ST类公司；2) 依据《国民经济行业分类标准(2017)》，将金融类上市公司剔除；3) 剔除主营业务收入、员工人数、固定资产净额的缺失值等。为了避免异常值对回归结果产生影响，本文对所有的连续变量进行了1%的双边缩尾处理，最终得到有效观测值28499个。全要素生产率(TFP)是衡量企业在一定投入产出效率的重要指标。关于全要素生产率的测算，文献通常采用柯布·道格拉斯函数来刻画。考虑OLS可能存在联立性偏误和样本选择偏误，借鉴鲁晓东和连玉君(2012) [ 15 ] 采用LP方法，并引入企业生存概率模型的半参数回归法予以修正。借鉴蒋为对生产率离散程度的度量，本文分别采用生产率标准差作为资源误置的代理变量，其中离散程度随度量变量的增大而增大，具体表示为： Dispersionit = sd(lntfp_lp) 因此，行业资源错配(SD_I)，是根据行业企业计算tfp_lp的离散程度，即全要素生产率的行业标准差。地区资源错配(SD_R)，是根据地区企业计算tfp_lp的离散程度，即全要素生产率的地区标准差。关于贸易政策不确定性(TPU)，本文利用美国斯坦福大学和芝加哥大学联合发布的中国贸易政策不确定性月度指数，涵盖了2000~2020年的贸易政策不确定性的月度指数，此处选取2008~2019年的指数并进行加权平均取对数，得到年度数据。根据已有文献，本文还控制了其他可能影响全要素生产率的控制变量，包括1) 企业规模(size)，用企业总资产比上从业人数取对数计算；2) 企业年龄(age)，所在年份减去上市年份加1的对数；3) 企业盈利水平，用企业净利润对数进行衡量；4) 资本密集度，用固定资产对企业从业人数的比值取对数进行衡量；5) 人均工资，用企业工资总额比上企业从业人数取对数进行衡量。
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user: 5. 检验结果与分析 (一) 基准回归 贸易政策不确定性影响企业全要素生产率的基准回归如表1。其中，第(1)列在控制企业和年份固定效应的同时，仅加入核心解释变量，表示的是贸易政策不确定性对全要素生产率的影响。结果显示，贸易政策不确定性(tpu)对全要素生产率的影响系数显著为正，考虑贸易政策不确定性对全要生产率的影响，企业进入出口贸易市场有“自选择效应”，当贸易政策不确定性上升时，生产资源从低效率企业流向高效率企业，同时低效率企业为了更好地面对出口市场存在的风险，会降低投资或者减少出口，以应对贸易政策不确定性带来的风险。上市公司具有一定经济实力且自身生产效率较高，因此当贸易政策不确定性上升时，上市公司的全要素生产率水平也同时提升。(2)列控制了其他变量，从(2)列可以看出，除贸易政策不确定性和资本密集度之外，其他变量对全要素生产率有正向作用，即贸易政策不确定性的提高会提升企业全要素生产率，当贸易政策不确定性上升时，低效率企业无法承担不确定性带来的高额成本，退出出口市场，迫使资源从低效率企业流向高效率企业，同时高效率企业为了稳定市场份额，通过技术创新提高自身生产率水平。 (二) 作用机制检验 根据理论分析，贸易政策不确定性对企业全要素生产率的影响，可能有资源配置和技术创新两个方面，本文集中从资源配置的角度进行检验，从行业和地区的资源配置，分别检验贸易政策不确定性对企业全要素生产率的作用机制，根据表1结果显示，贸易政策不确定性系数均显著为正，并且分别在10% Table 1 The impact of trade policy uncertainty on the total factor productivity of enterprise (1) (2) 行业资源配置 地区资源配置 lntpu 0.002*** (48.08) 0.034*** (−7.26) 0.031*** (9.45) 0.014*** (6.39) 盈利水平 0.122*** (46.55) 0.002*** (2.80) 0.001*** (1.64) 企业年龄 −0.013 (−1.17) −0.011*** (−2.93) 0.01** (2.03) 资本密集度 −0.175*** (−49.00) −0.003** (−2.10) −0.002** (−1.96) 企业规模 0.0001*** (78.17) −1.026*** (−3.52) −7.277*** (−3.74) 人均工资 5.798*** (10.09) 4.399** (2.31) −6.671 (−0.52) 常数项 6.857*** (452.17) 6.358*** (86.09) 0.712*** (29.13) 0.897*** (54.53) 企业固定效应 是 是 是 是 年份固定效应 是 是 是 是 样本数 25，299 25，299 25，299 25，299 R 2 0.2 0.65 0.034 0.02 表1. 贸易政策不确定性对企业全要素生产率的影响 注：()内为t统计量，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。以下各表同此注。 和1%水平上显著，说明贸易政策不确定性越高，上市公司的行业和地区的资源配置效率越高，进而提升了企业的全要素生产率。
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user: 6. 结论与建议 本文基于2008~2019年中国上市公司的相关数据以及中国贸易政策不确定性的月度指数，实证检验了贸易政策不确定性对我国全要素生产率的影响。研究结果发现：贸易政策不确定性对上市企业的全要素生产率有明显的正向影响，即贸易政策不确定性的上升会提升上市企业的全要素生产率，同时贸易政策不确定性提升了行业和地区的资源配置效率，进而提升了企业的全要素生产率。与Handley (2014)研究结果相似的地方在于贸易政策不确定性会促使资源配置由低生产率企业流向高生产率企业，实现资源的重新配置。 本文的政策启示有：1) 创造更稳定的贸易环境。中国加入WTO后虽然受到诸多不公平待遇，但外贸环境整体上大幅改善，中国应进一步营造法制化的国际营商环境，优化公平竞争的市场环境，提高贸易便利化水平。2) 加强企业技术创新，提高一般贸易比重。近年来我国经济正在步入增速放缓，结构优化，创新驱动的新常态，对外贸易发展方式亟待改变。提升企业的全要素生产效率，实现企业的更好的出口。3) 通过降低关税与非关税政策不确定性以及提供更多经济政策的便利提高企业的全要素生产率。为企业提供低成本高质量多样化的中间品，使企业获得更多的技术外溢，应对本国和国际化市场风险，提升自身实力。
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user: 摘要 煤矿的大规模开采产生了大量的废弃闲置土地，严重破坏了生态环境，造成了严重的环境污染。其中，废弃煤矸石占用了大量的土地。国内外也对煤矿区的大量荒地进行了修复和恢复。其中，植被生态恢复在煤矸石废弃地恢复中具有特殊优势。因此，本文分析了煤石荒地的特征和植物生长的可行性，探讨了植被恢复的方法和应用进展。
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user: 1. 背景 采矿荒地是指在采矿过程中遭到破坏并被大量占用且未经补救就无法使用的土地。它主要是指裸露的采矿岩，废土(石头，矿渣)堆，尾矿池，煤矸石、废弃的厂房和其他建设用地，以及在地下采矿过程中形成的塌方土地和周围有塌方隐患的荒地等。其中，煤矸石是采矿过程中产生的一种废弃石。在矿石开采的过程中首先将岩石剥离(露天矿)或将其(地下矿)开挖，从而产生没有工业价值的废弃石。我国的年煤炭产量已超过13亿吨，必须开采或剥离亿吨废石。随着其他金属和非金属矿物的发展，化学原料和建筑材料的开采，每年从地下内部挖掘的总量可达到数十亿吨 [ 1 ]。这种荒地的特征是废弃物的粒径通常为数百甚至数千毫米，并且很难在短时间内自行破碎和风化。荒地的持水能力差，缺口大。采矿坑的荒地通常形成一个深坑，全年积水或形成湿地。 中国的采矿荒地分布广泛，严重破坏了生态，造成了严重的环境污染。目前，我国煤石矿山荒地开垦率仍处于极地状态，将严重影响矿山的可持续开采，制约区域循环利用的发展。因此，迫切需要对矿山荒地进行长期的实际开发研究。但是，目前采矿荒地的修复和再利用需要注意土地的长期影响和可持续利用。一些学者指出 [ 2 ]，采矿荒地生态恢复的主要因素在于植被的重建，特别是在采矿过程中引起的土地占用和土地污染问题。舒俭民 [ 3 ] 指出，生态恢复的实质是恢复生态系统本身的重要功能并可持续地维持生态系统。
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user: 2. 煤石开采荒地的基本特征 煤矸石是一种采矿固体废物，是在煤矿开采和洗煤过程中产生的。这些废弃物包括有洗煤厂生产过程中产生的洗矸，煤炭开采过程中会产生大量的手选矸，还有煤矸石 + 白矸而形成的一大类混合物。这些物质均为低热值的碳质 + 泥质 + 砂质页岩等物质混合后变成废弃物。这些物质里主要含碳量在20%~30%，部分含有腐殖酸 [ 4 ]。经过煤矿多年来的持续开采，已经在我国积累了大约1，000 Mt的煤矸石，而且随着经济社会的发展，煤矿的不断开采，这些问题将进一步加剧。一方面将大量占用我们现存的可利用土地，另一方面这些物质极易发生自燃产生大量的硫化物、氮氧化物等对空气造成严重污染，甚至引发火灾。目前，对于煤矸石的主要处理途径是用在工业生产水泥、混凝土以及耐火砖和其他建筑材料。此外，在经过一定处理条件下还可以作为一种劣质煤炭资源，这类低热的煤炭可和其他不同种类的物质混合可发电，可通过化学反应生产水玻璃等化学品；还可以从其中提取有用的金属物质；经过处理后用作肥料等。
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user: 3. 煤石荒地对生态环境的危害 采矿业是破坏自然，过度消耗有限资源的生态地位最低的一个产业。采矿荒地与矿产资源的开发一起对环境产生了许多影响，从地表景观的破坏，土地资源的占用到环境的污染以及对动植物栖息地的影响(表1)。 Table 1 The harm of coal gangue to the environmen 环境破坏类型 破坏原因 主要危害 地表景观破坏 一、开采区由于大型设备的重压，而发生土壤坚硬、板结。二、出现一定程度的地面塌陷；三、土壤中的营养元素随地表径流和塌陷区发生流失。 一、开采区及周边发生生态及景观破坏；二、土壤养分短缺；三、土壤承载力严重下降，发生地面沉陷。 占用土地资源 矿产资源开发过程产生的矿物、废弃物等将占用大量的土地。 至2018年全国露天开采矿山占周边土地面积约200余万hm 2 。 环境污染 矿山废弃物在雨水冲刷和淋溶作用下，大量有毒有害成分向环境释放。 对矿区及周边的水、气、土及生境产生不可预估的污染。 地面塌陷诱发 地质灾害 一、地下采空；二、矿山排放的废渣堆积，废石与泥土混合堆放，使废石的摩擦力减小，透水性变小而出现渍水。 采矿将强烈扰动地质结构，导致地表开裂、塌陷、建筑受损、农田破坏、河流中断、矿坑积水、地震、崩塌和滑坡等。 生境破坏 植被消失、土壤退化及污染、水土流失。 生态系统破坏，造成废弃地周围生物多样性的减少和生态平衡的失调。 表1. 煤矸石对环境的危害
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user: 4. 煤矸石对植物生长的可行性 近年来，煤矸石作为基体填充材料的研究不断增加 [ 5 ]。煤矸石充填不仅可以改善土壤养分，提高植物产量 [ 6 ]，还可以通过废物处理实现荒地植被恢复。目前，对裸地生态管理采取的主要措施是直接覆盖土壤以进行植被恢复和重建。然而，由于土壤覆盖的高成本，很容易对取土场造成二次破坏，因此考虑将煤石作为裸土的基质填充材料，不仅可以实现废物的资源利用，而且可以大大减少成本。然而，仅将煤石用作绿化基质将导致基质结构差，并且因为其包含大量重金属有害元素。这将导致植物中重金属的积累，还会在降雨和人工浇水的情况下污染周围的水环境 [ 7 ]。因此，煤矸石只能通过将其他改良材料和重金属钝化剂混合来处理使用。 珊丹 [ 8 ] 研究了典型草原露天矿堆场中不同植被结构类型的物种组成，发现采用人工措施的样地植物种类显着增加。郝志远 [ 9 ] 研究了山西六安矿区两个煤石山的植被和土壤，结果表明，在煤矸石山植被建立的初期，不同的植被恢复方式和坡向是影响植被分布的主要因素。枣泉煤矸石山生态恢复的初期，乔木林地配置模式更有效 [ 10 ]。
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user: 5. 煤石荒地植被生态恢复方法 5.1. 植被筛选原则 由于煤矸石矿山的环境条件相对恶劣，在选择植物时我们需要有快速生长的优势，相对而言经济效益将放在次要的位置上。因此，在矿山生态恢复的建设中首先应该注重植物是否具有先锋特性。而植物的先锋特性主要体现在它的快速生长、强力的抗性作用、旺盛的生命力及发达的繁殖力。这些优势将有利于煤矸石矿山的生境快速修复。同时，为了修复区域的可持续发展还需要我们关注植物是否具有较强的耐性作用，这些主要是针对干旱区、寒冷区、炎热区、盐碱区、污染区等不同种类地域环境选择相应的耐旱、寒、热、贫性，或者抗污染性等；根据矿区采矿后的坡度问题，需要选择具有发达根系的植物。最后，矿区修复及重建是一项长期且重大的工程，我们需要对其成本加以考虑，这就需要我们在植物选择时结合地域特点尽可能选择本地植物，这有利于与当地的生物群落结构和谐共生，避免了物种入侵的可能性。通过种植先锋植物对区域环境有一定改善效果后，可结合自然演替或人工选择其他植物来进一步优化和改造环境。根据不同区域的独特气候和土壤条件，植物品种的选择应首先基于生物学特性，并考虑适合该地点的树木的原则，特别是选择发达的根和土壤固结本地植物，具有良好的边坡稳定作用，高成活率和快速生长。 5.2. 植被恢复方法 在选择了植物种类并改良了荒原之后，我们如何节省成本并达到恢复和重建生态环境的目的尤为重要。目前主要有两种选择方法。一种是在荒地上大量种植物。毫无疑问，有了足够的资金，这是快速恢复植被的好方法，但问题是它需要更多的劳动力和费用。第二种是将废弃土地分成几个小块，然后交替种植植物。当然，需要不断研究小块的合理面积。这种方法节省了劳动力和资金，并为植物的自然修复提供了空间。由于每个小空间都被周围的植被所包围，因此在恢复植被之前，其对环境的不利影响相对较小。
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user: 6. 煤石荒地植物修复的应用 煤矸石矿山在生态恢复的前期阶段，植物的配置具有一定的特殊性，为了更好的还原自然生态环境，模拟有效的生态系统，应将乔灌草三者不同种类的植物进行合理的配置种植，预防单一物种的过度繁殖。只有生态系统具有复杂性及多样性，才能保障修复后生态系统的可持续发展和生态功能的有效发挥。且三种植物具有各自特殊且不可取代的作用。首先，草本植物因其生长快速，繁殖覆盖效率高，可以在最短时间内形成一道保水屏障；其次，是灌木能够发生分蘖作用，从而形成特殊的生态环境，达到保水保肥的作用 [ 11 ]；最后，作为高大的木本植物可以发挥强大的生态作用。草、灌木和树木相互配合，以最大程度地利用水平和垂直空间，因此，建成的社区呈现出类似于自然社区的地上分层。研究表明，森林和草地混合可以在改善改善场时发挥高效的功能，主要通过降低土壤中的大孔径，增加毛细管，这将形成一定的毛细管屏障，防止水分快速从土壤中渗漏，从而提高水和肥料的保留率 [ 12 ]。此外，选择用于煤矸石矿山生态恢复的植物种类时，应注意绿化后的景观效果 [ 13 ]，达到环境修复和景观生态构建同时进行的目的。
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user: 7. 研究展望 煤矸石类的废弃地修复利用是一项长期且复杂的工程，涉及多个研究方向主要包括生态学、土壤学、地质学、园林景观学、环境科学等方面。因此，在进行修复过程中所选植物需要充分考虑多方面的因素，同时借鉴已有的研究成果综合本地特色植物种类，在深度分析矿山的特殊生境基础上进行合理的植物生态修复，这样才能保障修复的成功进行。目前在煤矸石废弃地的的整个进程中还存在许多需要我们进一步研究探索的方向，包括具有高耐性及强生长力的植物种类筛选、植物在矿山修复中的具体机理以及如何快速大面积的展开修复。因此，植被生态修复在煤矸石类废弃地的修复进程中还需要持续深入的植物种类、机理及应用等多方面开展研究。
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user: 摘要 2020年初始的一场疫情几乎颠覆了中国人的假日生活形态。就拿游客来说，以前会选择室外的自然景区，以跟团游或出境游为多。但疫情的发生让旅行者对“流动空间”和“聚集”等概念有了新的认识：一定程度地限制空间流动和人员聚集能保证疫情的不再扩散。如何既顺应“限流”的趋势，又让游客在旅行中修身养性，是目前国内文旅行业须面对的问题。养生旅游或康养度假在疫情后成为新的文旅语境，促使“构建健康人居”成为每个城市在后疫情时代文旅融合的新目标。本文以后疫情时代无锡养生旅游生态化发展为例，进一步阐述健康旅游的重要性。
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user: 1. 养生旅游的兴起 “养生旅游”这一概念早在2003年就在西方提及，泛指那些出于宗教、商业和健康目的而离家出游的旅行者 [ 1 ]。在欧洲，德国的“Bad Homburg”温泉浴场以其盐水泉或疗愈水而闻名；在美国，阿肯色州(Arkansas)的温泉和新墨西哥州的Ojo Caliente是著名的健康目的地 [ 2 ]。根据2008年德勤健康解决方案中心(Deloitte Center for Health Solution)的报告，入境医疗旅游每年达40万名“患者”约有50亿美元的收入。然而，最近的趋势表明，来自美国或其他发达国家的游客正在前往新加坡、泰国、马来西亚和印度等发展中国家寻求医疗保健。根据最新的全球健康协会(The Global Wellness Institute)的报告，健康旅游现在占全球所有旅游行程的6.5%，而亚太地区目前排名第二，人均每年达2.58亿次，仅次于欧洲。在目的地方面，东京、首尔和曼谷已成为游客的定期安排 [ 3 ]。 养生旅游这一概念于2016年左右在中国提出，学界对养生旅游也给出了不同的模式和建议。比如，辽宁工程技术大学的赵楠以安徽亳州休闲旅游资源为研究对象，通过对亳州养生旅游资源的系统分析，提出在亳州构建养生小镇，一定程度上能推动亳州休闲养生基础设施的构成，从而推动亳州全域旅游格局的形成 [ 4 ]。河池学院的罗茹将广西的长寿乡巴马作为研究对象，发现巴马丰富的养生资源为巴马脱贫创造了条件 [ 5 ]。罗茹提出了社区参与生态旅游的模式，鼓励巴马人发展农家乐、农家旅馆、生态养殖等产业，通过改变巴马农户的种养结构发展生态养生旅游产业，促进巴马农民的增收。武汉交通职业学院的刘邓，从宏观角度探索了全域旅游视野下发展健康养生旅游的必然性，并指出文旅产业从传统的景点旅游模式开始转向康养度假模式是大势所趋，在此过程中，文旅产业须思考的是健康养生旅游产业如何能够全方位、多层次地发展和进步 [ 6 ]。 国内外对养生旅游的研究和探讨为后疫情时期各城市文旅业的未来发展提供了参考价值，也预示了健康旅游将成为体验旅游之后新的热点。各城市经过疫情的洗礼也会更注重公共环境的改善，为游客创造卫生、健康、宜居宜养的文旅环境，以满足旅行者养身、养心和对品质生活的追求。本文以后疫情时代无锡养生旅游生态化发展为例，进一步阐述健康旅游的重要性。 文章分四部分阐述。除了上述内容讲述养生旅游的兴起以及学界对养生旅游的认识外，第二部分着重以无锡为例，从政治、经济、社会和技术环境四个方面分析无锡如何实施“文旅康”的养生旅游模式，以及该模式的可行性；第三部分就分析的结果总结无锡养生旅游可持续发展的思路；结语部分肯定了无锡发展全域旅游尤其是康养旅游的必要性，但对无锡文旅发展过程中与周边城市的同质化现象也提出了警示。
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user: 2. 后疫情时代的无锡“文旅康”模式：无锡养生旅游的PEST分析 无锡位于长江三角洲的中心，有幽静的自然风光和丰厚的历史文化做底蕴，旅游资源极为丰富。加之城市森林覆盖率高，自然生态环境良好，游客聚集度较高。疫情以后，随着游客养生意识的增强，带动养生旅游市场渐趋成熟成为可能。随着疫情可控风险的提升，游客可自由支配康养度假机会的增多，无锡可凭借其地势和资源优势(禅、山、水、湖、竹、鱼)成为长三角居民的旅游好去处。可见，无锡在发展康养旅游上具有一定的优势和机会。 为进一步阐述后疫情时代无锡养生旅游生态化发展的状态，本文将推介无锡实行养生旅游的主要发展模式，即“文旅康”三位一体的跨界发展。这样的旅游发展的可行性的论证将以PEST分析 [ 7 ] 的结果为依据。 基础PEST分析的思路是指企业必须对其外部环境的变化做出反应(Gupta， 2013: 35) [ 8 ]。一般要求企业在制定战略计划时需要在竞争能力和外部环境之间进行调配，包括应对可能发生的政治变革，也包括经济危机或世界贸易模式的变化带来的影响，另外，考虑到企业发展的可持续性，贸易竞争中还会考虑进出口国家的人口模式、饮食品味和习惯，以及对竞争对手的技术成果、技术转让或者创新发展做出必要的分析。 在旅游业中，PEST分析是用于帮助评估旅游需求行为的分析，同样包括政治、经济、社会文化和技术上的分析。一个地区作为旅游目的地来说，它所面临的不仅是旅游资源的开发，还须当地的政府支持并和当地的人文社会环境相关。 1) 政策环境(Policy Environment)分析 无锡早在2012年提出建设“智慧城市”的目标，2017年又推出“全域旅游”的发展思路，自2018年启动全域旅游建设以来，便捷的服务提升了锡城的旅行价值。疫情后无锡更是着力打造“文旅康”三位一体的融合发展环境，提出以锡城“文化旅游+”带动养生旅游生态化发展 [ 9 ]，应对无锡全域旅游实施进程中旅游行业的零敲碎打和周边城市同质化发展的威胁。无锡市政府前瞻性的文旅发展战略和领先一步的文旅发展措施为无锡养生旅游的可持续发展奠定了良好的基础。 2) 经济环境(Economy Environment)分析 疫情以后，无锡文旅产业以资源和环境转型为主，构建康养旅游及文化创意相结合的发展思路，从而增强旅游经济的占比。自2017年以来，无锡深挖具有本地特色的文化旅游资源，全面推进康养文旅小镇的规划建设。目前，锡城的惠山古镇、荣巷古镇、梅里文化古镇、荡口古镇以及宜兴蜀山古镇、江阴新桥时裳小镇等特色文旅古镇以文化为内核，以旅游为载体，拥有较强旅游吸引力和辐射带动效应。而无锡灵山拈花湾小镇、宜兴西渚禅居小镇，以及江阴璜士镇葡萄风情小镇都是远离中心城区的康养小镇，注重自然环境和人文环境的协调统一，集景观本土化(禅意小镇)与景观生态化(城市绿道、街旁绿地、本土植物等)于一体。随着疫情防控的不断好转，游客近地旅游消费需求的升级，无锡养生旅游将会迎来新的生机。 3) 社会环境(Society Environment)分析 无锡自疫情发生以来有序开展了各项防控措施，加之社会秩序较好，很快成为低风险区。无锡在抗击疫情中积极参与救援活动，表现出向上向善的凝聚力。良好的社会环境为无锡发展养生旅游提供了基础保障。 疫情以后，虽然无锡各大观光景区有序开放，但景区严格执行市疫情防控应急指挥部的要求，以“实名制售票 + 在线预约”的方式将景区日接待量严格控制在30%。比如，无锡灵山景区按最舒适标准接待游客，日总量以1万人为上限。惠山古镇景区也把日最大限流定在2.5万人 [ 10 ]。这种基于大数据的管理体系，不仅以智慧的方式为游客提供了服务，还保障了游客在景区的游览安全。可见，无锡所推行的“预约旅游” [ 11 ] 是顺应后疫情时代文旅发展的一种变化，为养生旅游未来更好的可持续发展打下了基础。 4) 技术环境(Technology Environment)分析 无锡的教育、科技、文化及卫生等事业的发展一直位居全国前列，这与无锡的旅游项目规划、旅游管理与服务、养生产品开发及市场拓展等领域在本地和国内外不同学科领域的研究团队带领下获得协同培育及深入聚焦的发展 [ 12 ] 分不开。 位于无锡市滨湖区的马山太湖国家旅游度假区，自然资源丰富，被业内称作“华东第一天然氧吧”。马山也因灵山胜境、拈花湾等景区而著称。度假区内的无锡马山国际健康旅游岛于2018年投建，逐步被打造成以“三基地”(国际生物医药研发基地、智能医疗器械制造基地和国际精准医疗临床基地)、“三中心”(国际健康管理大数据中心、国际医药安全评价中心和国际生命科技学术交流中心)为核心的医疗大健康产业，是一个集健康管理与人文旅游于一体的康养旅游胜地 [ 13 ]。 类似的度假区还有宜兴阳羡国家旅游度假区，既打造了张灵慕乡村旅游风景道，又建造了具有文化意境的雅达健康产业园。连同江阴的月城中医药康养小镇，依托中医药产业打造养生文化平台。这些康养旅游度假区在疫情过后将更优质地发挥“文旅康”融合的特色，即以文化旅游为引领、以康养旅游为主体，立足长三角、服务国内外，推动无锡健康养生、休闲度假产业的发展。相信在后疫情时代，无锡养生旅游将迎来更多聚焦聚力性的优势科研资源。
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user: 3. 后疫情时代无锡养生旅游的发展原则 综上所述，本文所阐述的无锡“文化 + 旅游 + 康养”三位一体跨界融合的发展思路，是将无锡的养生旅游项目与城市的生态环境系统相连接，以为游客创造安宁祥和、怡情养性的地景生态为目标 [ 14 ]。 首先，在后疫情时代这一大背景下，无锡的养生旅游力图开发的是个性化和精细化的旅游项目，以构建“文化观光 + 康养度假”为中心的核心体系。特色文旅小镇的投建反映了无锡高度重视文化内核的旅游业态；马山国际健康旅游岛和雅达健康产业园也初步形成了以客户为中心的生命健康产业生态圈，凸显无锡的城市风貌与健康的旅游环境。 其次，相对于观光旅游而言，养生旅游意在推动康养度假的格局化。“预约旅游”不仅看到了游客旅游习惯的改变，更体现了无锡观光景区在后疫情时代以支持可持续发展作为经营理念，以保护环境作为价值观的一种自觉行为。 由此可见，无锡养生旅游的发展模式呈现的是“点－线－面”交叉融合的发展路径。“点”即是以无锡城郊四角(东南西北)为核心区域打造特色文旅古镇，形成生态养生文化游；“线”则是以打通锡澄宜城乡一体化的线状连接渠道为目标打造康养小镇，带动生态养生休闲游；“面”是以度假区为发展焦点打造无锡大健康产业的资源整合平台，推动生态养生科普游。
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user: 4. 结语 本文以PEST分析结果为依据，重申在无锡发展养生旅游的必要性，并提出以“文化旅游+”带动养生旅游生态化发展的思路及“点–线–面”交叉融合的发展路径，以应对无锡养生旅游可持续发展的挑战。无锡实施“文化 + 旅游 + 康养”三位一体跨界融合的发展战略是应对新文旅机制的转型，将挖掘养生资源和开发文化旅游融为一体。这是探索无锡“文旅康”生态化发展的重点。未来无锡康养旅游的难点在于，如何保持“文旅康”融合过程中本土资源的独特性，从而使得无锡养生旅游在同质竞争中脱颖而出。 从上述康养旅游项目及其从点到面再到线的旅行服务的铺设来看，无锡已经初步形成了养生旅游的规模，也看到了将文化资源与养生项目相结合的可行性，但有效性有待考察。另外，无锡康养旅游应系统地在文化旅游的大环境中求发展和改进，以强调保护本土文化和自然遗产为宗旨。 其次，同质竞争也是无锡必须面对的问题。长三角地区有适合发展养生旅游的气候和环境，也决定了这一区域在文化探秘、健康养身等旅游项目上具有竞争力。从某种程度上讲，无锡养生旅游的开发既受到上海、苏州等大中城市的压制，又面临常州、湖州等中小城市的追赶。康养旅游的竞争优势受到威胁。如何避免后疫情时代在长三角区域文旅融合发展进程中的同质化问题，是无锡文旅业亟需解决的问题。也许，做好“无锡”的城市品牌才是凸显差异化的竞争优势的根本核心。
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user: 摘要 目的：建立虚汗停颗粒的HPLC色谱指纹图谱。方法：采用DiamonsilC 18 (250 × 4.6 mm， 5 μm)色谱柱，以乙腈-0.1%磷酸为流动相，梯度洗脱，柱温为28℃，检测波长为260 nm，流速为1.0 mL/min，并进行相似度评价、聚类分析和主成分分析。结果：本色谱条件下虚汗停颗粒各成分得到较好的分离，12批有效期内的虚汗停颗粒HPLC指纹图谱有16个共有峰，2批过期虚汗停颗粒有22个共有峰，12批有效期内的虚汗停颗粒与2批过期虚汗停颗粒间有15个共有峰，各批次的相似度大于0.89，聚类和主成分分析可将过期样品单独归为1类。结论：HPLC指纹图谱具有方法简单、重复性好、特征性强等特点，可用于虚汗停颗粒的质量评价。
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user: 1. 引言 虚汗停颗粒由黄芪、大枣、浮小麦、糯稻根、牡蛎(煅)等制成，具有益气养阴，固表敛汗的功效。用于气阴不足之自汗、盗汗及小儿盗汗等症的治疗，为卫生部药品标准《中药成方制剂》收载品种。为控制虚汗停颗粒质量，苏孝共等 [ 1 ] [ 2 ] 采用HPLC法测定了虚汗停颗粒中黄芪甲苷的含量，但虚汗停颗粒由多味中药材组成，其化学成分复杂，通过单一成分的检测来控制虚汗停颗粒质量的方法略显不足。然而HPLC指纹图谱作为中药整体质量评价思路的重要体现，已被广泛应用于中药质量评价 [ 3 ] - [ 10 ]。因此，本研究采用高效液相色谱(HPLC)对虚汗停颗粒进行指纹图谱测试分析，并采用“中药色谱指纹图谱相似度评价软件(2004A)”、SPSS 22.0软件及SIMCA 14.1软件分别进行相似度评价、聚类分析和主成分分析，以期为评价虚汗停颗粒的质量提供参考依据。
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user: 2. 材料与仪器 甲醇、乙腈为色谱纯(国药集团化学试剂有限公司)；磷酸为分析纯(重庆川东化工有限公司)；水为娃哈哈纯净水；虚汗停颗粒(广州白云山A药业有限公司)，具体来源见表1。Waterse-2695高效液相色谱仪(美国Waters公司)，PDA检测器；HH-6数显恒温水浴锅(常州澳华仪器有限公司)；AL204-IC电子分析天平(瑞士METTLERTOLEDO公司)。 Table 1 Source and similarity of Xuhanting granule No. 批号 有效期至 厂家 称样量 相似度 S1 15001A-1 2018.03 广州白云山A药业有限公司 3.0461 0.955 S2 15001A-2 2018.03 广州白云山A药业有限公司 3.0561 0.952 S3 17025-1 2020.09 广州白云山A药业有限公司 3.0186 0.975 S4 17025-2 2020.09 广州白云山A药业有限公司 2.9880 0.972 S5 17049-1 2020.09 广州白云山A药业有限公司 3.0427 0.949 S6 17049-1 2020.09 广州白云山A药业有限公司 3.0278 0.951 S7 17051-1 2020.09 广州白云山A药业有限公司 3.0258 0.904 S8 17051-2 2020.09 广州白云山A药业有限公司 3.0799 0.896 S9 18002-1 2020.01 广州白云山A药业有限公司 3.0755 0.955 S10 18002-2 2020.01 广州白云山A药业有限公司 3.0745 0.956 S11 18019-1 2021.03 广州白云山A药业有限公司 3.0174 0.962 S12 18019-2 2021.03 广州白云山A药业有限公司 3.0795 0.969 S13 18021-1 2021.03 广州白云山A药业有限公司 3.0382 0.961 S14 18021-2 2021.03 广州白云山A药业有限公司 3.0114 0.969 表1. 虚汗停颗粒的来源及相似度结果
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user: 3. 方法与结果 3.1. 色谱条件 色谱柱：DiamonsilC 18 (250 × 4.6 mm， 5 μm)；流动相：乙腈(A)-0.1%磷酸水(B)进行线性梯度洗脱，0~5 min (B：95%~95%)；5~10 min (B：95%~92%)；10~32 min (B：92%~70%)；32~35 min (B：70%~70%)；35~38 min (B：70%~40%)；流速1 mL/min；检测波长260 nm；柱温30℃；进样量10 µL。 3.2. 供试品溶液的制备 虚汗停颗粒适量，研匀后，取3.0 g，精密称定，置10 mL容量瓶中，加50%甲醇10 mL，超声提取30 min，放冷，定容至10 mL，摇匀，过滤，取续滤液，用0.22 μm微孔滤膜滤过，即得。 3.3. 方法学考察 3.3.1. 精密度实验 取同一批虚汗停颗粒样品按“3.2”项下的方法制备，在“3.1”项下的色谱条件下连续进样6次，进样量为10 µL，考察仪器的精密度。结果表明，各共有峰的相对保留时间及相对峰面积RSD均小于3%，说明仪器的精密度良好。 3.3.2. 稳定性实验 取同一批虚汗停颗粒样品按“3.2”项下的方法制备，按“3.1”项下的色谱条件下分别于0、2、4、8、12、24 h进样，进样量为10 µL，考察样品的稳定性。结果表明，各共有峰的相对保留时间与相对峰面积RSD均小于3%，说明样品在24 h稳定。 3.3.3. 重复性实验 取同一批虚汗停颗粒样品6份，按“3.2”项下的方法平行制备分析样品，按“3.1”项下的色谱条件分别进样，进样量为10 µL，考察实验方法的重复性。结果表明，各共有峰的相对保留时间和相对峰面积RSD均小于3%，说明该方法的重复性良好。 3.4. 虚汗停颗粒指纹图谱的建立 按“3.2”项下制备供试品溶液，按“3.1”项下的色谱条件对12批有效期虚汗停颗粒样品及2批过期虚汗停颗粒样品进样检测分析，将所得到的色谱图数据文件导入《中药色谱指纹图谱相似度评价系统2004A版》，得到虚汗停颗粒HPLC指纹图谱，结果见图1~5。记录虚汗停颗粒HPLC指纹图谱共有峰的相对保留时间及相对峰面积，结果见表2，表3。 图1. 14批虚汗停颗粒HPLC指纹图谱(S1~S2：过期虚汗停颗粒；S3~S14：有效期虚汗停颗粒) 图2. 14批虚汗停颗粒HPLC对照图谱 图3. 12批有效期的虚汗停颗粒HPLC指纹图谱 图4. 有效期的虚汗停颗粒对照图谱 图5. 2批过期的虚汗停颗粒HPLC指纹图谱 3.5. 共有峰的确定 以保留时间约为17.939 min的峰为参照峰(有效期样品为8号峰，过期样品为13号峰)，计算共有峰的相对保留时间及相对峰面积。12批虚汗停颗粒有效期样品有16个共有峰，2批虚汗停颗粒过期样品有22个共有峰，12批有效期样品与2批过期样品比较有15个共有峰。结果见表2和表3，见图2、图4和图6。 图6. 过期的虚汗停颗粒对照图谱 3.6. 相似度评价 采用国家药典委员会颁布的《中药色谱指纹图谱相似度评价系统2004A版》软件自动匹配14批虚汗停颗粒HPLC色谱图相关参数，以中位数法作为对照指纹图谱的生成方法，测得样品与对照指纹图谱之间的相似度，不同批次虚汗停颗粒相似度在0.896~0.975，详情见表1。 3.7. 14批虚汗停颗粒的聚类分析 将有效期与过期的14批虚汗停颗粒的共有峰相对峰面积数值导入SIMCA 14.1软件中进行聚类分析，宏观的聚类结果可分为2大类，S9、S10、S11、S12、S13、S14分为第1组，S1、S2、S3、S4、S5、S6、S7、S8分为第2组；而较为细微的聚类结果可分为5大类，S9、S10分为第1组，S1、S2分为第2组，S3、S4、S5、S6分为第3组，S7、S8分为第4组，S11、S12、S13、S14分为第5组。其中S1、S2为过期样品，其他为有效期样品，说明有效期与过期样品之间存在区别，同时也说明有效期样品之间也存在差异。结果如图7所示。 图7. 14批虚汗停颗粒的聚类分析结果 3.8. 主成分分析( PCA) 为了综合评价有效期与过期虚汗停颗粒之间的差异性，对虚汗停颗粒进行主成分分析。以14批虚汗停颗粒共有峰的相对峰面积为变量，导入SIMCA 14.1软件，采用非监督模式识别方法进行PCA分析，得到2大特征主成分PC1，PC2，结果见图4。从方差累计贡献率来看，建立的模型累计解释能力参数R2X、预测能力参数Q2分别为0.97，0.92，说明该模型的区分程度和预测程度都良好。前2个主成分分析已基本能反映有效期与过期虚汗停颗粒的主要特征。以主成分建立坐标系，得到14批虚汗停颗粒的PCA得分图和载荷图，结果14批虚汗停颗粒被分为3组，其中样品中S1、S2、S3、S4、S5、S6、S7、S8可以归为1组，样品中S11、S12、S13、S14归为2组，S9、S10可归为3组。分析结果与宏观的聚类分析结果基本相同。见图8~10。 3.9. 正交偏最小二乘法判别分析(OPLS-DA) 为更好地观察组间差异，基于主成分分析结果，采用监督模式识别方法进行组间的正交偏最小二乘判别分析(OPLS-DA)。从方差累计贡献率来看，建立的OPLS-DA模型累计解释能力参数R2X、预测能力参数Q2分别是0.91，0.67，说明建立的数学模型稳定且预测能力较好。OPLS-DA载荷和得分矩阵，可明显看出有效期与过期样品集中在不同区域，与主成分分析(PCA)结果一致。根据OPLS-DA模型的VIP值来进一步筛选导致差异性的主要化学成分，结果见图11。一般认为VIP > 1的变量对分类起着关键作用，结果表明VIP值大于1的主要成分分别是15号峰、13号峰、14号峰、7号峰、3号峰。提示这些成分是有效期与过期虚汗停颗粒的主要差异成分。 图8. 14批虚汗停颗粒第1，2主成分方差累计贡献率 图9. 14批虚汗停颗粒PCA得分图 图10. 14批虚汗停颗粒PCA载荷图 图11. 14批虚汗停颗粒OPLS-DA模型差异性标志物的VIP图
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user: 4. 讨论 实验过程中考察比较了乙醇、甲醇、50%甲醇等不同提取溶剂，同时也考察了回流、超声等提取方法，结果以50%甲醇超声提取，样品色谱峰数目较多，提取较完全，且操作简单；对色谱分离过程中的波长进行考察，结果表明在260 nm检测波长下基线平稳，信息量丰富，特征峰较明显，各峰分离度较好，故选择260 nm作为本实验的检测波长；对甲醇–水、甲醇–磷酸水、乙腈–水及乙腈–磷酸水等流动相系统进行比较，发现以乙腈–0.1%磷酸水为流动相系统能够获得较好的分离效果。同时考察了流速0.5 mL/min、1 mL/min、1.5 mL/min的流速，结果发现1 mL/min的流速下分离度和分析时间较好；考察了25℃、30℃和35℃的柱温，结果发现30℃时分离度较好。 本试验建立了虚汗停颗粒的HPLC指纹图谱并作相似度及共有峰比较，结果发现不同批次的虚汗停颗粒样品相似度在0.896~0.975之间，说明有效期与过期虚汗停颗粒样品之间较为相似，但通过共有峰比较发现，12批有效期样品有16个共有峰，2批过期样品有22个共有峰，12批有效期样品与2批过期样品比较只有15个共有峰，说明有效期与过期样品的色谱峰数量有差异，且过期样品的峰数目较多，可能与过期样品因放置时间过长导致一些成分发生转化、分解及产生新成分等因素有关。将14批虚汗停颗粒计算所得的相对峰面积进行聚类分析和主成分分析，结果发现聚类分析可将有效期与过期的虚汗停颗粒识别开来，也发现有效期与过期的虚汗停颗粒主要差异共有峰。本试验通过指纹图谱相似度、共有峰的信息及结合聚类分析与主成分分析结果，能够评价虚汗停颗粒的质量，为虚汗停颗粒质量控制及临床合理应用提供参考。
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user: 摘要 云南山地中小河流众多，但许多流域内水文站较少，且很少进行泥沙观测，缺乏充足的泥沙资料，给水利工程设计和建设带来一定的困难。目前中小河流水库设计工作中泥沙大多以土壤侵蚀量近似代表河道输沙量进行泥沙计算，此方法明显较实际输沙量偏大不少，增加了无谓的工程成本，因此急需探讨一种精度较高的无资料地区河流输沙量估算方法。本研究基于流域的产沙机制，考察云南20个水文站的多年实测悬移质泥沙数据和流域内的土地利用、土壤分布等流域环境因素的关系，建立了计算河流输沙量的多元回归方程，为无水文站监测的小流域地区水库设计提供可信度较高的泥沙数据，亦为类似区域的输沙量估算提供参考。
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user: 1. 引言 伴随经济迅速发展，资源需求逐年增加。在化石能源日渐枯竭的今天，能源的转换和利用已成为许多国内科学家的研究课题，其中水利发电作为能源转换的重要组成，也广受关注 [ 1 ]。在全球气候变化的大背景下，我国极端天气气候事件频次较高，包括高温天气、极端降水及、干旱等事件 [ 2 ]，修建水利水电工程对于应对暴雨、干旱等气候灾害具有一定的积极意义。 云南省有怒江、澜沧江等6大水系，水力资源丰富，水利水电工程建设较多。在干流或较大的支流上规划建设大型水电工程时，会在坝前或坝后建立水文站，进行泥沙观测。但在中小河流流域内建成的水文站较少，导致工程建设时缺乏充足的泥沙观测资料进行参考，给工程建设带来一定的阻碍 [ 3 ]。 国内外关于流域输沙量计算的研究大多是计算流域土壤侵蚀量，再通过泥沙输移比 [ 4 ] 计算出河流输沙量。如Wischmeier和Smith提出的USLE模型 [ 5 ] 和修正后的RUSLE模型 [ 6 ]，利用RS和GIS等技术进行侵蚀动态监测，编制土壤侵蚀强度图 [ 7 ]，以及根据土壤侵蚀的三因子，结合遥感影像和野外验证 [ 8 ] 估算流域内土壤侵蚀状况。上述方法计算出的都是流域内土壤侵蚀量，还需计算出泥沙输移比，才可得到流域输沙量。直接得到输沙量的方法如使用输沙模数等值线图，可以直观查看某一地区的输沙模数大小和变化，实际工程建设中河流输沙量多使用输沙模数等值线图进行查算。但输沙模数等值线图的精度由水文站数量决定 [ 9 ]，测站稀疏的地区输沙模数与流实际相比误差较大。 针对现存无资料河流来沙量估算方法的误差和不足，本文从流域产沙机制出发，分析流域内坡耕地面积、土壤性质、植被面积等因素对流域内悬移质输沙量的影响，构建计算悬移质输沙量的模型，用以推求无资料中小河流的输沙量 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ]，研究结果为云南省中小河流建设水利工程提供泥沙设计参考资料。
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user: 2. 研究数据与方法 2.1. 研究数据 2.1.1. 模型数据 由于建造水利水电工对河流的径流量及下游输沙量产生一定影响 [ 15 ]，研究所选的数据均为80年代水文站监测数据，此时河流大多处于天然状态，保证了输沙量数据未受人为干扰。图1为云南省水文站分布图，在云南省6大流域中选择20个有泥沙监测资料的中小河流流域作为构建模型的基础数据。 图1. 云南省水文站分布图 80年代土地利用数据缺乏，选择年份最接近水文数据的2000年土地利用类型图进行耕地和植被面积提取。而流域坡度、土壤类型在短期内变化不大，因此选择精度和分辨率较高的2009年DEM数据与1995年土壤类型数据(表1)。 Table 1 Basic data of study are 数据名称 日期(年) 来源 格式 分辨率 用途 数字高程图 2009 地理空间数据云 TIFF 30 m 提取集水面积 土地利用类型图 2000 中国西部环境与生态科学数据中心 TIFF 1:10万 提取流域坡耕地面积、植被面积 土壤类型图 1995 国家地球系统科学数据共享服务平台 shp 500 m 计算土壤系数 泥沙资料 1981~1985，1987 藏南滇西河流水文资料 Excel表格 — 建立回归模型 表1. 研究区基础数据 2.1.2. 岔河流域数据 选取拟建的永平岔河水库对模型进行验证，水库建坝断面有2014~2016年实测输沙量数据。同时，采用《云南省土壤侵蚀遥感调查报告》(云南省水利水电厅2004年8月新编)的土壤侵蚀图表，结合卫星图片(2013年4月10日现场)显示的地表植被状况进行综合估算，得到岔河水库多年平均总侵蚀量为18.39万吨(表2)。 Table 2 Sediment discharge data of Chahe Basi 数据来源 输沙量(万吨) 水文站测量 5.97 侵蚀模数估算 18.39 表2. 岔河流域输沙量数据 2.2. 研究方法 2.2.1. 单位径流深输沙模数 单位径流深输沙模数是指流域内单位径流深在每单位面积上对土壤产生侵蚀并输移至河流中的年含沙量 [ 3 ]，定义为： m s = M s / y 。 式中：M s ——流域多年平均输沙模数(t/km 2 )。 Y——流域多年平均年径流深(mm)。 m s ——单位径流深输沙模数(t/(km 2 ∙mm))。 单位径流深输沙模数反映的是流域内地表的可侵蚀程度，它的大小是由流域内可侵蚀松散土的提供量以及侵蚀表土在流域内的输运条件决定的。当前许多研究采用流域内植被覆盖率来衡量流域的侵蚀程度。植被能有效减少土壤侵蚀，降低流域产沙 [ 16 ]，当前许多研究采用流域内植被覆盖率来衡量流域的侵蚀程度。但云南省由于大量种植橡胶等经济作物，表面上植被覆盖率较高，侵蚀程度却极为严重，因此不可单以植被这一因素来评价流域内土壤侵蚀。 云南是高原山地广布的省份，气候条件、地质、地貌、土壤和植被类型复杂多变。山地河流地区虽构造活跃，地层破碎，但多为基岩，土壤层较薄，难以提供河流悬移质泥沙物质。而高原面上人口聚居，流域面上耕地面积大 [ 17 ]，坡耕地土质地疏松，极易被地表径流侵蚀，成为河流悬移质泥沙的物质来源。水流对表土的侵蚀和运输需一定的能坡，坡度越大，水流的运输条件越好 [ 18 ]。云南地区耕地分为水田和旱地，旱地又可分为平坝地、梯地和坡耕地，其中坡度小于2°的耕地为平耕地 [ 19 ]，坡度大于6˚的耕地称为坡耕地，侵蚀较为明显，坡度大于25˚的耕地则存在剧烈侵蚀 [ 20 ]。因此坡耕地的土壤是河流悬移质泥沙的主要物质来源 [ 21 ]，流域内坡耕地面积占流域面积百分数越高，大于25度坡耕地占流域内坡耕地面积百分比数值越大的流域，单位径流深输沙模数越大。 2.2.2. 模型构建 根据分析，单位径流深输沙模数的函数表达为如下函数关系式 [ 3 ]： m s = f ( F ， P ， P K ， K ， V ) 。 其中：m s ——单位径流深输沙模数(t/(km 2 ∙mm))。 F——流域面积(km 2 )。 P——流域内坡耕地面积百分数(%)。 P K ——坡度大于25˚耕地占坡耕地面积百分数(%)。 K——流域内土壤可蚀性(t∙hm 2 ∙h/(MJ∙mm∙hm 2 ))。 V——流域内植被面积百分数(%)。 在ArcGIS10.2环境下，利用云南省数字高程图、土壤类型图、土地利用类型图等数据，提取各个流域的影响因子。利用SPSS软件对20个站的各影响因子数据进行回归分析，建立单位径流深输沙模数方程。 2.2.3. 模型验证 选取拟建的永平岔河水库对构建的模型精度验证。通过ArcGIS提取永平流域的各影响因子数据并代入单位径流深输沙模数方程，计算得出永平流域悬移质输沙量。将计算结果与水文站实测输沙量、侵蚀模数估算结果进行对比，验证模型精度。
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user: 3. 河流输沙量计算 3.1. 单位径流深输沙模数方程 由于影响单位径流深输沙模数的影响因子包括集水面积、流域内坡耕地面积百分比、流域内大于25˚坡耕地面积百分比、土壤可蚀性和流域内植被面积百分比。根据单位径流深输沙模数的表达式，在ArcGIS10.2环境下，利用云南省数字高程图、土壤类型图、土地利用类型图等，提取各个流域的影响因子，计算出集水面积、坡耕地面积、大于25˚耕地面积和土壤系数。 将提取的集水面积与水文站给出的数据进行对比，发现各流域的F因子与实际集水面积误差仅为1%左右，分析可能是由于投影和DEM数据源选择不同造成的。将流域集水面积图与中国西部环境与生态科学数据中心获得的流域土地利用类型图、国家地球系统科学数据共享服务平台下载的土壤类型图进行叠加分析，得到其他影响因子数据，计算结果较为精确。 利用SPSS软件将云南境内20个水文站控制流域80年代多年实测河流泥沙资料及相应流域内土地利用资料，将5个影响因子数据与单位径流深输沙模数进行多元回归，得出如下经验关系： m = K P 0.435 P 0.225 F − 0.092 V − 0.05 。 式中：m s ——单位径流深输沙模数(t/(km 2 ∙mm))。 K——流域内土壤可蚀性(t∙hm 2 ∙h/(MJ∙mm∙hm 2 ))。 P——流域内坡耕地面积百分数(%)。 P K ——坡度大于25˚耕地占坡耕地面积百分数(%)。 F——流域面积(km 2 )。 V——流域内植被面积百分数(%) 单位径流深输沙模数方程计算得出的m s 与实测值进行比较，发现： 1) 计算值与实测值相对误差小于30%的流域占总数的60%。 2) 当实测值小于2时，计算值与实测值相对误差小于30%的点占据86%，即实测单位径流深输沙模数小于2 t/(km 2 ∙mm)时，模型计算结果更接近实测值，能更好拟合实测输沙量。 3) 当实测单位径流深输沙模数大于2 t/(km 2 ∙mm)时，方程的计算结果误差较大，且实测单位径流深输沙模数越大，误差越大。 4) 滇西地区的龙川江、怒江、澜沧江3个流域中的12个水文站点，计算值与实测值相对误差小于30%的点占据75%。 Table 3 Hydrological stations with measured sediment discharge less than 2 t/(km2∙mm 站点 计算值 实测值 误差率 景谷 1.1311 1.6127 −29.87% 勐海 0.4387 0.4665 −5.96% 勐省 0.7644 0.8619 −11.32% 孟连 0.9149 1.2058 −24.13% 羊庄坪 0.9021 0.8363 7.87% 塘上 0.8273 0.9876 −16.23% 拉贺练 0.5365 0.4749 12.96% 麻栗坝 0.6104 1.1979 −49.04% 等戛 0.7530 0.6830 10.25% 大文 1.1626 1.6422 −29.21% 龙潭寨 1.5520 1.6445 −5.62% 南溪街 1.0219 1.0679 −4.31% 牛街 1.0936 0.7553 44.78% 西山 0.5638 0.4511 24.98% 表3. 实测值小于2 t/(km 2 ∙mm)水文站点 由表3可以看出，除了麻栗坝和牛街两个水文站控制的流域，其余12个流域的计算值和实测值相对误差均在30%以内。分析模型各个因子数据，发现麻栗坝站的流域内坡耕地面积百分数仅为9.98，大于25˚耕地占坡耕地面积百分数为9.10，均在10%以下，与其他水文站的P、P k 值相比较小。而单位径流深输沙模数方程的构建是根据流域产沙机制建立，坡耕地面积百分数是泥沙来源的重要参数，麻栗坝站的P值、P k 值较低也导致计算结果比实测值更低。 牛街站位于云南省东北边界，集水流域超出了云南境内，而研究所用的数据只包括云南境内，没有境外数据，这是导致牛街站计算值误差较大的主要原因。此外，牛街站仅有84年的水文数据，而流域的输沙量、径流量均有年间差异，无法保证84年的水文数据是表征其多年平均水平，这也是导致牛街站的计算结果与实测单位径流深输沙模数差异较大的原因。 3.2. 河流多年平均含沙量 由于输沙模数 [ 3 ] 的定义为： M S = R S ⋅ F = y S [ 3 ] 由此可得 S = M s / y 又由于 m s = M s / y ，故有 S = m s 。 其中，M s ——流域多年平均输沙模数(t/km 2 )。 R——多年平均径流量(m 3 /s)。 S——河流多年平均含沙量(kg/m 3 )。 F——流域面积(km 2 )。 y——流域多年平均径流深(mm)。 m s ——单位径流深输沙模数(t/(km 2 ∙mm)或kg/m 3 )。 根据输沙模数和单位径流深输沙模数的定义，发现河流多年平均含沙量与单位径流深输沙模数在数值上是相等的，因此m s 的值为河流多年平均含沙量，其单位为kg/m 3 。再结合径流量数据，就可求得河流多年平均悬移质输沙量。
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user: 4. 模型验证–永平岔河水库 岔河水库位于大理市永平县杉阳镇境内倒流河上，岔河水库规模为中型水库，主要功能为农村生活和灌溉供水。岔河水库干流方案坝址位于倒流河干流上，距下游永和村约2 km，地理坐标东经99˚27′41.6″，北纬25˚15′20″ (1954年北京坐标系)，坝址处高程1524 m，坝址以上控制径流面积79.5 km 2 ，多年平均径流量3285万m 3 ，P = 75%径流量2430万m 3 。 4.1. 单位径流深输沙模数计算结果 在ArcGIS环境下，以云南省DEM数据为基础，使用水文分析工具提取流域集水面积图，可得出岔河水库的集水面积。将集水面积图与DEM数据进行叠加裁剪，得到流域高程图(图2)。 图2. 岔河流域水系高程图 将流域高程图与云南省土地利用图进行叠加分析，可提取出流域内坡耕地和流域内大于25˚坡耕地分布图(图3)，根据计算得出流域内坡耕地面积百分比及大于25˚耕地占坡耕地面积百分比。 图3. 岔河流域坡耕地分布图 将土壤分布图与流域集水面积图叠加分析，得到流域内不同类型土壤的分布面积，参考RUSLE模型中K因子计算方法，得到各因子的数据如表4。 Table 4 Impact factors of sedimentation in Chahe reservoi 影响因子 F P P K K V 计算值 78.2 28.88 24.25 0.352 53.93 表4. 岔河水库泥沙淤积影响因子 将算得的F，P，P K ，K，V因子的值带入多元方程 m s = K P 0.435 P K 0.025 F − 0.092 V − 0.05 中，求得m s (单位径流深输沙模数)等于1.71 t/(km 2 ∙mm)，根据前文分析，河流多年平均含沙量在数值上等于单位径流深输沙模数，因此求得干流方案中控制流域多年平均含沙量为2.04 kg/m 3 。根据实测资料，干流方案坝址多年平均来水量3285万m 3 ，求得该坝址处多年平均悬移质输沙量为6.7万吨。泥沙推悬比参考多沙河流经验取值为30%，则该坝址处多年平均推移质输沙量2.01万吨，总输沙量为8.71万吨。 4.2. 计算结果对比 岔河站有2014~2016年实测泥沙资料，3年平均悬移质数沙量为4.59万吨，泥沙推悬比取经验值30%，总输沙量为5.97万吨，考虑区域土壤侵蚀研究期间(2014~2016)云南省处于旱季，与3年径流量对比，监测结果较多年平均值较小。 根据单位径流深输沙模数计算得出干流坝址多年平均总输沙量为8.93万吨，比这三年平均值大，符合实际情况。同时，通过对比周边水文站以及根据岔河水库断面的径流输沙能力进行判断，岔河水库多年平均总输沙量8.93万吨这个计算结果可信度较高。