DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 2. 土地工程理论内容 2.1. 退化土地利用 退化土地是指在人类干预下生物生产潜力或使用价值显著下降的土地 [ 6 ] 。主要包括沙地、荒漠地、盐碱地、废弃河道、废弃宅基地等等非农业用地。因此，退化土地工程就是对这些类型的土地进行开发、整治。退化土地工程理论则是以解决土地生产力为主而形成的复配成土技术、客土置换技术、增减改良盐碱地技术等理论，在土地整治、开发造田的过程中形成并指导着实践工作。 2.2. 污染土地修复 污染土壤修复是指应用物理、化学、生物等技术消除或降低污染土壤对环境的影响。污染土地修复按土地类型可分为污染农田修复、污染场地修复；按污染物类型可分为无机污染修复、有机污染修复 [ 7 ] 。目前，绿色与环境友好的土壤生物修复技术、联合杂交的土壤综合修复技术、原位土壤修复技术、环境功能修复材料的筛选应用技术以及设备化的快速场地污染土壤修复技术 [ 8 ] 等诸多技术的不断探究与实践，使得污染土地修复工程理论逐步完善，也为其长远发展指明了方向。 2.3. 低产土地提升 低产土地提升是为了满足某区域内主要作物高产稳产生长需求，与现代农业生产和经营方式相适应，采取工程措施促进土地资源高效可持续利用 [ 9 ] 。主要包括土地平整工程、灌溉与排水工程、田间道路工程、农业防护与生态环境保持工程等。 2.4. 建设土地整备 建设土地整备是指付出一定的投资(土地开发建设费用)，通过工程手段向城乡住宅和公共设施，工矿、能源、交通、水利、通信等基础设施，旅游、军事等提供建设用地。主要施工方向包括清表工程、平整工程、配套工程等。 2.5. 信息土地建设 信息土地建设是指在土地复垦、土壤修复、土地规划等等与土地相关的实践工程过程中使其数字化，应用监测、仿真、计算等方式实现土地工程信息化。比如：3S技术、土地信息实时在线监测、远程智能操控平台、大型土地工程建设模拟等 [ 10 ] 。正是这些技术的完善才使得土地工程走在了科技的前沿。
system: [SYSTEM]

user: 3. 土地工程理论提出的意义 土地工程理论的提出是历史的必然，是在满足土地整治市场、支撑国土资源管理工作、提高专业水平应用科学从事行业工作等等诸多需求的背景下应运而生 [ 11 ] 。无论是在政治、经济，还是在社会、生态方面均产生了不小的影响。 一、土地工程是稳定国内外局势的前提。随着人类的进步，人与人、国与国之间的竞争逐渐变为资源的竞争。俗话说地生万物，土地作为各种资源之首，其重要性不言而喻。土地工程是提升土地资源竞争力的重要方式，对于保障国家粮食安全 [ 12 ] 、提高国家的国际竞争力、稳定国内局面起到了至关重要的作用。 二、土地工程是促进经济发展的基础。虽然我国现在在工业化、城市化的进程中飞速前进，但是农业的基础地位从未改变，作为农业基础的土地显得尤为重要。在改变经济发展方式如火如荼进行的今天，土地工程在土地供给侧结构改革中起到了至关重要的作用。促进土地整治由数量的增长向质量的提升转变；促进土地使用由粗放型向节约型转变；促进农业生产由人力型向机械化型转变。为经济高速发展提供了不竭的动力。 三、土地工程是实现农业现代化、加快城乡一体化的保障 [ 13 ] 。土地是农业的基础，优质的土地是高产的前提。土地工程正是将沙地、荒漠地、盐碱地等等这些退化土地整治成为高标准农田，将污染土地修复成可利用土地等等，为实现农业现代化提供了物质保障。同时，土地工程还将一些土地开发、整理为建设用地，建立信息化土地，为城乡一体化建设奠定基础。 四、土地工程是改善生态环境、实现可持续发展的源泉。以土地为载体的土壤是连接无机界和有机界的纽带；是地球上物质循环、能量迁移与转化的重要场所 [ 14 ] 。土壤在为可持续发展源源不断输送动力的同时，也在净化环境、维持生态平衡。而土地工程则是应用工程手段提升土壤质量、科学整治土地，保证土地生产的可持续性和绿色的土壤环境。
system: [SYSTEM]

user: 4. 如何发展土地工程 从当下需求的合宜性来看，土地工程的研究对增加土地面积，提高土地利用率，保障国家粮食安全，促进经济发展，生态和谐和社会稳定有着重要的意义。通过开展土地工程研究，可以有效的发掘未利用土地的潜力，增加土地利用多样性，促进城乡统筹发展，有效破解城乡建设用地的保障难题。土地工程针对未利用土地和低效利用土地进行研究，应作为土地资源合理利用长远战略目标和促进人地关系和谐发展的重要手段。土地工程是解决耕地占补平衡，保障国家粮食安全的必然选择，并能有效改善农业生产条件，加快推进社会主义新农村建设。土地工程对于新增洁净建设用地的贡献也是经济和谐发展的基础。从长远看，土地工程着眼于规模化经营、机械化耕作、现代化建设，能有效减少新一轮新农村建设中的“过程性浪费”，并引导和动员农民直接向城镇集中，促进工业化、城镇化、信息化和农业现代化社会的建设速度，转变经济发展方式，着力提升土地资源的承载能力。但是仍有许多不足之处，因此，应该从以下四方面逐步完善土地工程理论、发展土地工程行业 [ 15 ] 。 一、问题是导向。人类在认识自然的过程都是以实践为基础、问题为导向的，土地工程也不例外。因此，在未来的发展过程中一定要以工程实践中出现的问题为导向，不断解决问题、不断归纳总结、不断提高对土地工程的认识。从而更加规范土地工程理论、更加科学指导土地工程实践。 二、创新是关键。科技是第一生产力，而科技源于创新。在大众创新的时代背景下，作为一个新兴行业的我们也要不断创新，从工程一线开始，从小事开始。只有这样我们对土地工程才能有更深入的认识，从而逐步掌握行业核心技术。 三、人才是根本。创新需要人才，发展需要人才，土地工程的未来更需要人才。我们应该培养更多的人才来满足土地工程项目建设的需求，满足土地资源管理工作的需求，满足土地工程学科建设的需求，满足土地工程理论完善的需求。 四、交流是途径。土地工程是一个融合土壤学、工程学、生态学、水土保持学等多学科的理论，交流是必不可少的，在交流中探讨问题，在探讨中完善理论。另外，土地工程作为一个新兴学科，国内的研究毕竟局限，因此更应该注意国际合作交流，去粗取精。 抓住问题、注重创新、培养人才，土地工程的未来才会更加美好，也只有这样才能保障国家粮食安全；加快农业现代化、城乡一体化；提高国家的国际竞争力；实现人与自然和谐相处的可持续发展。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 城市与河流息息相关。长久以来，水域的分布作用于城市核心的分布及变化，对城市的相关推进工作起到了一定的作用。本文选取了文献法以及统计分析法等相关手段，对山西省119个县级以上的关键街区及河流分布进行了大致的分类，进一步实施相关的地理学探讨工作，研究二者之间的联系及由此对山西省城市发展的影响。本文结合具体情况进行分析，具有一定的社会意义，为日后的城市区域规划提供参考。 关键词 :山西省，核心街区，河流，城区分布 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 在悠远的历史长河中，靠近水域的地方最容易形成部落及城镇，作为人们最倾向的选取居住地的选址，依山傍水的理念深入人心。纵观历史及地域，世界各种文化的起源都是分步在大河流域，并凭借所需的水源而逐步演变和推进。众所周知的四大文明古国(古印度、古巴比伦、古埃及以及中国)，就是由两河、尼罗河、印度河以及恒河、黄河等大河流域演变推进而产生的 [ 1 ] 。由此可见，傍水一说在中国人的观念中也是早已存在的。因此，河网的分布对城市的形成和演变产生了不容忽视的作用。目前，当生存者们体会到城市化推动环节中具备的种种弊端后，大量的目光被聚集到推动城市同河流的和谐共存问题上，对于街区演变问题，这一作用因素带来了一定的作用效果，所以，实施这方面的探讨工作是很有必要的，且具备了相关的现实意义 [ 2 ] 。虽然在高中教材中曾出现过河流对城市地域影响的讨论，但是目前还尚未有对城市核心街区与河流之间关系的系统研究。 山西省位于我国中部，省内兼有黄河和海河两大水系，支流众多，具有重要的研究意义。因此本文从这一角度出发，通过分析山西省119个县级以上核心街区及其周边河流，深入研究二者之间的关系，最后从地理学的角度得出结论。
system: [SYSTEM]

user: 2. 山西省概况及资料来源 山西，坐标为北纬34˚34'~40˚44'，东经110˚14'~114˚33'，由于其在太行山之西而得名，柳宗元称之为“表里山河”。山西省长久以来有“华夏文明摇篮”的美誉，素有“中国古代文化博物馆”之称。其行政区域的分布轮廓呈现出东北斜向的菱形，下辖11个地级市，119个县级行政机关，截止至2015年，山西省总人口达到3664万人 [ 3 ] 。 山西省位于亚欧大陆的内陆地区，主要气候类型属温带大陆性季风气候，特点是冬季时间长且湿度少，寒冷干燥；夏季南长北短，湿度大。山西分布河流有1000多条，关键性的特点是数量众多，多为季节性河流，且水量的季节变化差异较大 [ 4 ] 。该省的大型河流多发源自东西高原山地，向西向南流的属黄河水系，有沁河、丹河、汾河、三川河、涑水河以及昕水河等；向东流的属海河水系，有桑干河、滹沱河以及漳河等。汾河是山西境内的第一大河，干流全长694千米。 本文的文献多出自中国地图出版社出版的《中华人民共和国行政区划简册》、地图出版社的《中华人民共以及国地图集》以及《山西省地图册》，还涉及到了谷歌卫星地图。山西省现有太原、大同等11个地级市，本文选取了地级市内迎泽区、新荣区等23个市辖区，古交市、高平市等11个县级市，以及清徐县、浑源县等85个县，共119个县级行政区的核心街区作为主要的研究对象。
system: [SYSTEM]

user: 3. 资料分类 3.1. 核心街区与河流的关系的分类 根据河流的流向以及河流与核心街区的方位差别，将类型大致分为单流型、双流型和多流型三类。 3.1.1. 单流型 单流型可根据河流是否流经街区，分为侧过和穿过两大类，详细分类下共15种类型 穿过类中包括有直行和曲行穿过，直行穿过分为在河流左岸和在河流右岸；在曲行穿过中又分为腹抱、背托和环围三中，除环围外，都细分有左右岸。 穿过类中同样包括直行和曲行，直行穿过可根据城区重心在河流左岸、居中还是右岸加以划分；曲行穿过则分为腹抱重心、重心居中和背托重心，除重心居中外，分别细分有左右岸。 3.1.2. 双流型 双流型则可根据核心街区与河流的干支流的关系，进一步分为干支合抱、干支合夹和双流测过三类。 3.1.3. 多流型 多流型根据多个支流干流同时经过街区暂有三面环抱和穿行合流两类。
system: [SYSTEM]

user: 4. 资料统计与分析 通过对资料的整合与分析，山西省119个县级行政区的核心街区与河流的主要关系如表1所示(不包括未确定)。 4.1. 单流型 4.1.1. 类型 顾名思义，单流型即为城区有且仅有一条河流经过。 如表1所示，在119个县级以上核心街区中，有74个属于单流型，占到总数的62.2%。由此可见，在山西省内，单流型为县级以上核心街区与河流关系的主要类型。 由于河流通常所受流经地区的地势起伏状况影响，因而根据流经河段的曲直程度可分为直行和曲行，同时，在进行分析统计时，以河流流向为标准，河流左边河岸为左岸，右边河岸为右岸。 根据资料显示，山西省县级以上的核心街区与河流呈单流型分布的有74个，其中，有55个属于侧过单流型，所占比例达到了74%，占总县级以上核心街区数量的46.2%。因而在单流型内，又以侧过单流型为主要类型。 在山西省55个与河流呈侧过的核心街区中，有23个属于直行侧过，所占比例为42%，其中左岸11个，右岸12个；有32个属于曲行侧过，占到58%的比例，其中左岸15个，右岸17个，凹岸9个，凸岸23个。 Table 1 Statistical analysis of the relationship between the core block and the river of county districts in Shanxi provinc 核心街区与河流关系分类 单流型 双流型 多流型 无河流 核心街区数量 74 28 8 9 表1. 山西省县级行政区核心街区与河流的关系统计 其次由整合资料可知，山西省县级以上核心街区与河流呈单流型的74个中，有19个属于侧过单流型，占到26%的比例，占总县级以上核心街区数量的16%。 在山西省19个与河流呈侧过的核心街区中，有9个属于直行穿过，占到47%的比例，其中重心在左4个，重心在右2个，重心居中3个；有10个属于曲行侧过，占到53%的比例，其中重心在左4个，重心在右6个。 4.1.2. 分析 山西省位于我国华北地区，北方地区特征明显。北方气候较为干旱，居民生活离不开水源，讲究住所依山傍水，因而城市大多紧靠河流。而山西省的河流以汾河以及桑干河为主干线，另外受地砖偏向力的作用效果，以其流向为指标，河道多是向右偏移 [ 5 ] 。 河流很少有笔直流淌的，受外界影响比较多。如图1所示，在阳泉市郊区河段，河流自西北流向东南，河段相对平直，受地转偏向力影响较大，河段整体有右倾倾向，凹岸侵蚀，凸岸堆积，河右为凸岸，地势开阔，核心街区在右岸；而对于另一部分河道来说，如图2所示，太原到临汾的汾河河段，河流自东北流向西南，受地形影响大于地转偏向力影响，河流西侧为吕梁市，流经一系列平原盆地地区，河道相对舒缓平直，因而地级市的核心街区分布在河流两岸平坦开阔的土地，左岸稍多于右岸。一般来说，平直河流右岸比左岸更易形成城市，但是山西省内沟壑纵横，地势起伏较大，河流顺山而下，在河流两侧均可形成开阔地形，因而在核心街区在直行河流左右岸的分布差别不大。 在单流型中，河流曲行经过占有比例比较大。山西省为典型的为黄土广泛覆盖的山地高原，地势东北高西南低，内部并非一马平川，分布着大量的河谷，山多川少，所以形成了大量的河流，支流则多为曲折且短小的 [ 6 ] 。如洪安涧河经过古县的河段，河流自东北流向西南，向西北凸出，河流在凸岸处，泥沙等沉积物不断堆积，慢慢形成冲积平原，地形相对平坦广阔，形成腹抱地，因而古县核心街区在河流右岸的腹抱地。由于凸岸的堆积作用，大多城区形成于腹抱地的冲积平原。但是由于山西省地形影响，还有一部分凹岸城区。比如涧河的娄烦县河段，自东北流向西南，向西北微凸，在流水侵蚀作用的影响下，河流的右岸形成凹岸背托地，由于凸岸腹抱地山地分布，因而娄烦县的核心街区位于凹岸的背托地。 4.2. 双流型 4.2.1. 类型 双流型，即指城区内或周围有两条河流经过，或者城区紧靠干支流交汇处。 根据表1可知，在119个县级以上核心街区中，有28个属于双流型，占到总数的23.5%，属于核心街区与河流关系的重要类型之一。 在山西省这28个核心街区中，有12个属于干支腹抱，占到42.9%的比例；有9个属于干支夹拥，占到32.1%的比例；有7个属于两河平夹，占到25%的比例。由此可见，在双流型中，城区大多靠近河流交汇处。 4.2.2. 分析 分布在靠近干支流交汇处的城区，靠近河流的地方通常是开阔的平原或者低洼平地，给城市发展创造了空间条件，同时河流交汇处通常有物流集聚、中转的现象发生，这一经济条件也给城市以便利。如图3所示，以霍州市为例，霍州市处于汾河以东，南涧河以北的两河交汇处附近。地表形态起伏的高低与险峻的态势呈东西分布，东与北部边缘地区同霍山成弓形环抱地势，这一范围内的地区有着众多山川，中间是低洼地区。从地势上看，东部和北部的高山在一定程度上制约了霍州的发展。而霍州处在河流交汇处，汾河与南涧河除了能提供饮用水和农业用水外，在河流交汇处往往还会吸引大量的人流、物流在 图1. 阳泉郊区 图2. 临汾市尧都区 图3. 临汾市霍州市 此集聚、中转，给霍州增添了交通运输方式，打破了高山的桎梏，连接陆运和河运形成密集的交通网，有利于人流、物流的集聚、转运，利用本地丰富的煤等矿产资源进行晋煤外运，产生经济交易，从而促进经济增长和城市的发展。 分布在两河平夹的城区一半以上处在盆地内，定襄县处于忻州盆地内，主城区由滹沱河和云中河两河平夹。这两条河流给定襄县带来大量的饮用水和农业用水，加之其土壤肥沃，使得定襄县成为忻州市粮食主产区。但是由于其地形限制，县城很难扩大发展，抑制了城市发展规模。 4.3. 多流型 多流型，即指城区内或周围有三条及三条以上的河流经过。 由表1可知，在119个县级以上核心街区中，有8个属于多流型，占到总数的6.7%。其中，属于三面环抱的，即城区位于两支流中间同时靠近干流的，有3个；属于合流穿行的，即城区位于河流交汇处的，有5个。 多流型与双流型类似，三面环抱与两河平夹相似，合流穿行则与干支夹拥与干支腹抱相似。如图4所示，离石区作为非常典型的合流穿行地势，主城区分布着北川河、东川河以及三川河，前两者分别自东北向西南、自东向西汇入后者 [ 7 ] 。中部是以北川以及东川为核心的河谷区域，此处的土地养分充足，具备了足够的水源条件，居民较多且相对集中，是该地区主要的粮食以及蔬菜产地。由此可见河流给离石区的农业发展起到了重要作用。河流交汇处往往是人流物流聚集地，同霍州市相似，位于河流交汇处的离石区扼秦晋交通要冲，是华北通向西部的重要中枢。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论 通过上面的讨论，得到如下结论： 1) 山西省位于我国北部地区，河流大多南北流向，且支流较为疏散平直，同时由于气候较为干旱，城市大多靠河而建，因而河流与城区的关系主要以单流型为主，其中侧过单流型居多。单流型县级街区的区域，演变的相对成熟的多以直流侧过型为主，两岸和上下游区域都能够向外扩展，拓宽县级街区的 图4. 吕梁市离石区 相关用地，增加县级街区的规模。其次是腹抱型，这些河流受地转偏向力及地形因素影响，发生弯曲，而泥沙在河流的凸岸就会不断堆积，形成大面积的土地，从而产生城市。同时随着泥沙的不断淤积，城市面积会不断的扩大，城市规模随之扩大。因而山西省单流型城市应利用其优越的自然条件及发展潜力，沿河扩展城市面积，从而促进城市发展 [ 8 ] 。 2) 山西省同时也存在不少双流型与多流型城市。这些城市大多被两到三条河流穿过，城市主城区被分隔开，城市内部交流不便，尤其是被两条河流所平夹的城市，城市面积的扩展受到了一定的限制。然而，河流的汇集区域通常被作为人流物流的集散地，演变成为了水陆转换的中转站。这些被河流穿过的城市，应当利用其便利的水陆交通，与河流上下游城市加强联系，促进贸易往来，实现共同发展。在区域经济发展的同时，城市内部应增强联系，尤其是跨河城区，利用地形等条件来扩大城市面积，促进城市内部的发展。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 滇东南地区是我国一个重要的钨、锡、银、铜、铅、锌、锰等金属成矿密集区，环绕两个燕山期花岗岩体边缘及外围分布有多处有色金属矿床，其中官房钨矿床和南秧田钨矿床是该区较为典型的两个大型钨矿床，分别位于薄竹山岩体西南缘接触带上 和老 君山岩体东侧约5 km的区域变质岩相带中。本文在前人研究的基础上，通过两个矿床成矿岩体和矿床地质特征的详细对比研究，表明这两个矿床具有相似的成矿母岩，相同的大地构造成矿背景，类似的矿田构造，相似的矿体产出特征及矿石特征；两个矿床的不同之处主要表现在控矿构造、赋矿围岩、矿化分带及围岩蚀变等几个方面。对这两个钨矿床成因进行简要探讨，表明官房钨矿床属于接触交代型白钨矿床，而南秧田钨矿床则属于多因复成矿床，经历过加里东期热水沉积-印支期区域变质-燕山期热液叠加成矿这一复杂的过程。 关键词 :官房钨矿床，南秧田钨矿床，矽卡岩型白钨矿床，地质特征，滇东南 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 滇东南地区长期以来都是我国重要的锡多金属矿产地之一，区内分布有个旧锡铜多金属矿床、白牛厂银锡多金属矿床、都龙锡锌铜多金属矿床、新寨锡矿床等一系列超大型-大型锡多金属矿床，同时该地区也是地质勘查和科学研究的重点区域。近些年来，经过生产、科研和高校等诸多单位的共同努力，该地区官房钨矿、麻栗坡县南秧田钨矿系统勘探也取得了重大突破，新增WO 3 储量近60余万吨，钨矿也展现了巨大的资源潜力 [ 1 ] ，实现了在云南省寻找超大型-大型钨矿床的突破。 早期涉及到滇东南地区钨矿研究的文献则相对较少，仅有曾志刚等 [ 2 ] [ 3 ] 对南秧田钨矿床中矽卡岩型白钨矿和石英脉型白钨矿稀土元素地球化学及成矿年代进行过研究，获得了矿石全岩Rb-Sr年龄为214.25 ± 15.60 Ma。然而近年来随着本地区钨矿系统勘探取得重大突破，该地区钨矿研究得到了很大的重视，先后有相关文献发表于诸家刊物。其中张亚辉等 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 分别对薄竹山地区官房钨矿床控矿因素、围岩蚀变与矿化规律、化学元素迁移与钨矿化的关系及花岗岩地球化学特征等方面进行过系统研究；相关学者对老君山地区南秧田钨矿床流体包裹体特征 [ 9 ] 、成矿年代学(石英硫化物期辉钼矿Re-Os年龄为209.1 ± 3.3 Ma~214.1 ± 4.3 Ma、与白钨矿共生的金云母坪年龄为118.14 ± 0.69 Ma) [ 10 ] [ 11 ] 以及矽卡岩矿物特征 [ 12 ] 等有过相关报道。 文山官房白钨矿床位于薄竹山岩体西南缘接触带上，而南秧田白钨矿床赋存于燕山期老君山花岗岩体东侧约5 km的区域变质岩相带中(图1)。对官房钨矿床和南秧田钨矿床的研究已取得了一定的成果，但对这两个钨矿床的对比研究却极少。在前人研究的基础上，本文旨在通过官房钨矿床和南秧田钨矿床 图1. 滇东南大地构造位置图(据文献 [ 14 ] ) 地质特征的对比研究，来初步探讨这两个钨矿床的成因，同时对总结滇东南地区钨矿成矿规律、提高地质认识和促进找矿突破等均具有积极作用。
system: [SYSTEM]

user: 2. 成矿地质背景 滇东南地区处于中国南部(图1A)，大地构造位置处于扬子陆块、华南褶皱带、越北古陆及哀牢山地块等多个构造单元的交汇部位(图1B)，隶属于华南西部的滇东南-桂西钨锡多金属成矿带 [ 13 ] [ 14 ] 。区域内地层发育较为齐全，除早古生代奥陶系上统和志留系，晚古生代二叠系中统及中生代的三叠系上统、侏罗系和白垩系地层缺失以外，其余各个时代地层在本区均有不同程度的出露 [ 15 ] 。区内褶皱及断裂构造均有发育，褶皱以薄竹 山及老 君山穹窿背斜构造为主，围绕这两个穹窿构造周边发育有一系列次级构造；而断裂主要以NW向为主，控制着区内岩体及矿床的分布格局，此外在在薄竹山地区还有呈NE、EW向断裂；老君山地区则有呈NS、EW向十字形展布的断裂格局。区域内岩浆活动频繁，自新元古代至喜山期均有岩浆活动的发生 [ 15 ] ，其中尤以燕山期花岗质岩浆侵入为主，在区内形成了薄竹山花岗岩体和老君山花岗岩体。本区矿产资源丰富，环绕两个燕山期花岗岩体边缘及外围分布有多处钨、锡、银、铅、锌、铜、锑等以有色金属为主的矿床(点)及矿化点。
system: [SYSTEM]

user: 3. 官房钨矿床 文山官房白钨矿床位于薄竹山岩体西南缘接触带上，由团山矿段和官房矿段组成，矿体主要产于花岗岩与灰岩的接触部位，属于大型接触交代型白钨矿床。矿区地层较为简单，主要有寒武系中统大丫口组(∈ 2 d)和田蓬组(∈ 2 t)、下统冲庄组(∈ 1 ch)以及第四系(Q) (图2)，其中田蓬组和大丫口组为主要含矿层位。田蓬组由粉砂岩、泥质砂岩以及大理岩组成，大丫口组地层岩性则主要为灰岩、粉砂岩和大理岩，冲庄组地层岩性为长石石英砂岩、绢云板岩、粉砂质板岩、粉砂岩。矿区内出露岩体为薄竹山复式花岗岩体所作底单元和洋芋树单元，与围岩呈侵入接触关系，岩性主要为黑云母二长花岗岩。矿区内断裂构造较为发育，以NE、EW两组断裂为主，EW (F 1 )向断裂形成较早，被后期NE(F 2 ， F 4 ， F 5 ， F 6 )向断裂错断现象明显(图2)，受岩体多次侵位及断裂构造长期活动的影响，断层常呈破碎带产出。 图2. 文山官房钨矿床地质简图(据文献 [ 4 ] ) 矿体主要产于黑云母二长花岗岩与大丫口组灰岩接触带上(图A1-A)，受接触带和围岩层间裂隙控制明显，在接触带及其附近、层间裂隙发育较好的区域，矿体厚大而简单；远离接触带或层间裂隙不发育的地方，矿体尖灭侧现、分支复合趋势较为普遍 [ 4 ] 。矿区目前共发现12个矿体，其中3个主矿体呈近于平行排列，其它次要矿体及小矿体大多数分布在离主矿体20~100 m的接触变质岩中(主要为大理岩、矽卡岩和角岩)。矿体形态主要呈似层状、不规则透镜状，走向NNE，总体向SE方向侧伏，倾角30˚~40˚左右，矿体产状与岩层产状基本一致。矿体厚度1.50~18.31 m，平均厚 7.58 m ，矿体中钨的品位为0.11%~1.27%，品味变化系数为91%。
system: [SYSTEM]

user: 4. 南秧田钨矿床 南秧田白钨矿床赋存于燕 山期老 君山花岗岩体东侧的区域变质岩相带中，目前已成为一大型白钨矿床。矿区内出露地层主要为下寒武统冲庄组变质岩系(图3)，分为太阳坪岩性段(∈ 1 ch 3 )、南秧田岩性段(∈ 1 ch 2 )和戈岭岩性段(∈ 1 ch 1 )，其中太阳坪岩性段和南秧田岩性段主要为绿片岩相岩石，岩性主要为片岩及变粒岩等；戈岭岩性段主要为角闪岩相岩石，岩性以斜长角闪片麻岩、角闪变粒岩、变粒岩为主。南秧田岩性段为主要含矿层，由矽卡岩、片麻岩、变粒岩、片岩等岩类组成的互层带构成，矿体即赋存于矽卡岩带。矿区褶皱构造主要为一缓倾斜的单斜构造，主要有F 1 、F 2 、F 3 、F 4 这四条断裂，均形成于成矿后 [ 7 ] ，走向主要为NW、NE，倾向NE、SE。矿区范围内仅有两条规模较小的燕山晚期花岗斑岩呈脉状产出(图3)。 图3. 南秧田钨矿床地质略图(据文献 [ 10 ] 修改) 南秧田钨矿床矽卡岩带主要由 I 、 II 两层稳定的层状—似层状矽卡岩组成，其间距一般为25~40 m，层间岩性主要为石英电气石岩、片麻岩及片岩等，其中 I 层矽卡岩厚度一般在2~4 m之间，最厚可达18.75 m， II 层矽卡岩厚度相对较小，为1~3 m，最厚处可达6.57 m，局部地段有尖灭。到目前为止，南秧田矿区一共发现了11个矿体。其中 I 层矽卡岩内赋存有6个， II 层矽卡岩内分布有5个矿体。 I 层矽卡岩中 I -1号矿体规模最大，近矿围岩主要为片岩、片麻岩及角闪变粒岩等，多数矿体内部及边部见有石榴石和绿帘石化矽卡岩残留体存在。 II 层矽卡岩以 II -3号矿体为主，赋矿围岩岩性以片岩和白云母斜长片麻岩等为主 [ 7 ] 。矿体形态较为简单，主要呈层状、似层状产出，总体产状与围岩产状保持一致，矿体走向NNE-NE，倾向近东方向，倾角一般在5˚~15˚之间，矿体厚度较薄，大多数在1~4 m，最厚可达13 m，走向长度在200~950 m之间。
system: [SYSTEM]

user: 7. 讨论 通过官房钨矿床和南秧田钨矿床地质特征的对比，发现这两者既存在相似性又存在一定的差异性，矿床地质特征上的差异性从本质上来说主要是由矿床成因上的差异所导致的。笔者试图从两个矿床的矽卡岩特征、成矿年代学分析及成矿作用过程等方面来初步探讨这两个矿床的成因。 7.1. 矽卡岩特征 矽卡岩是一类成因较为复杂的地质体，主要包括接触交代成因、变质成因、热水沉积沉积成因和岩浆成因等矽卡岩 [ 33 ] - [ 39 ] 。 官房矿区，矽卡岩呈层状、似层状产出于花岗岩与碳酸盐岩的接触部位(详见图A1，图A2，图A3)，笔者通过研究矽卡岩型矿石和花岗岩的稀土元素特征发现，两者均表现出稀土总量高、较为明显的Eu负异常、不明显的Ce异常以及轻稀土富集的右倾型配分曲线 [ 22 ] ，两者稀土元素配分曲线极为相似，说明成矿作用与岩浆活动之间有着密切的成因联系，在物质来源方面具有一致性。 南秧田矿区，矽卡岩呈层状、似层状、透镜状顺层产出于下寒武统冲庄组区域变质岩系(详见图A4，图A5)，该变质岩系的主变质时代为晚海西期-印支期 [ 15 ] 。矽卡岩矿物组成主要为阳起石、透辉石、透闪石、绿泥石和石英，石榴子石含量较少；结构构造具有明显沉积变质作用的特征，矿物定向排列且具变晶结构，矽卡岩保留了变余纹层状-条带状构造、变余层理构造等。曾志刚等 [ 3 ] 对南秧田矿区中层状矽卡岩的基本特征、岩石地球化学特征及稀土元素组成进行了系统研究，表明层状矽卡岩在岩层产状、产出部位、造岩矿物、结构构造、岩石化学及稀土元素地球化学等方面均与典型接触交代成因的矽卡岩均存在差异，并认为这种层状矽卡岩的形成可能与热水沉积和区域变质作用有关 [ 2 ] [ 3 ] 。 7.2. 成矿年代学分析 成矿年代学。官房钨矿床目前为止还没有学者对其成矿年龄进行过相关报道，但是笔者野外观察到接触带附近的4S-4巷道尽头采空区，部分花岗岩中可见有呈星点状分布的白钨矿，这说明白钨矿化作用的发生应该是在岩体侵位时或之后，其成矿年龄理论上应该不早于薄竹山岩体侵位时间。而南秧田钨矿床则获得过几组年龄数据，其中矿石全岩Rb-Sr法获得成矿年龄为214.25 ± 15.6 Ma [ 3 ] ，对与钨矿共生的辉钼矿进行Re-Os同位素定年获得模式年龄为209.1 ± 3.3 Ma~214.1 ± 4.3 Ma [ 10 ] ，获得含矿金云透闪矽卡岩与白钨矿共生的金云母坪年龄为118.14 ± 0.69 Ma [ 11 ] 。所获得的前两组年龄数据与区域变质作用年龄值(变质时间从204.39~312.3 Ma，其中~210 Ma达到变质作用高峰期)一致；而后一组数据则与老君山花岗岩体侵入年龄相一致，表明印支期变质作用和燕山期岩浆活动对南秧田钨矿床的形成均有一定的影响。 7.3. 成矿作用过程概述 加里东运动使得华南褶皱带拼合到扬子陆块南缘构成晚古生代开始的华南陆块，从而使得该区岩石圈组成和陆壳的金属元素活化迁移再循环 [ 40 ] ，在寒武系地层中形成钨锡多金属初始的矿源层，构成地球化学异常区，为后期含矿花岗岩的就位及钨锡多金属矿床的形成提供丰富的物质基础。其中老君山地区下寒武统冲庄组地层各类岩性W元素含量是地壳元素丰度的23.33~83.33倍 [ 41 ] ，而薄竹山地区中寒武统田蓬组地层各类岩性W含量是地壳元素丰度的0.83~4.83倍 [ 42 ] 。 印支运动，在老君山地区伴随着大规模的区域变质作用和混合岩化作用，使得下寒武统冲庄组地层中的成矿物质活化迁移，形成南秧田钨矿床。而薄竹山地区变质程度较低，此阶段并没有大规模钨成矿作用的发生。 白垩纪早期，滇东南地区进入碰撞后陆内构造演化阶段 [ 40 ] ，发生大规模的中酸性岩浆间歇式侵入事件，形成薄竹山和老君山两个复式花岗岩体，伴随着岩浆侵入活动的发生，在薄竹山岩体与碳酸盐岩接触带附近形成官房钨矿床；而在老君山地区，受花岗质岩浆活动侵入的影响，南秧田地区进一步富集成矿。
system: [SYSTEM]

user: 8. 结论 通过对官房钨矿床和南秧田钨矿床成矿母岩和矿床地质特征进行详细对比，可以得出以下结论： 1) 官房钨矿床和南秧田钨矿床成矿母岩(分别为薄竹山岩体和老君山岩体)基本特征相似，均为多阶段侵入复式花岗岩体，属于高分异或陆壳改造型花岗岩，已被证实与钨锡多金属矿化有关。两者W含量均高于中国花岗岩W平均含量的几倍~几十倍，能够为成矿提供丰富的物质基础。 2) 官房和南秧田钨矿床具有相似的大地构造成矿背景、矿田构造、矿体产出特征及矿石特征。两者不同之处主要表现在控矿构造、赋矿围岩、矿化分带及围岩蚀变等方面。 3) 官房钨矿床稀土元素研究表明成矿作用与岩浆活动存在成因联系，两者在成矿物质方面具有同源性。南秧田钨矿床经历了加里东期热水沉积作用形成初始矿源层-印支期区域变质作用改造富集-燕山期岩浆热液叠加成矿作用。
system: [SYSTEM]

user: 摘 要 本文通过引进一个窗宽参数，提出了一种滑动比率型统计量来检验长记忆时间序中的列均值多变点。在原假设下给出了检验统计量的极限分布，在备择假设下证明了检验方法的一致性。模拟结果表明，提出的新方法能够有效解决单变点检验方法在数据中存在多个变点时检验失效的问题，最后通过两组实际数据说明了该方法的实用性。 关键词 :长记忆时间序列，均值多变点，滑动比统计量 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 在过去几十年里，检验各类模型和数据中的变点问题一直是统计学，计量经济学和一些应用学科中的热点问题。均值变点作为一类最常见的变点，文献中已有大量研究，常见的均值变点检验方法主要有CUSUM方法、似然比方法、最小二乘法、Wald检验等。但现有的大部分文献主要研究的是独立序列或短期相依序列中的均值变点问题。越来越多的证据表明，许多气象、经济、金融等时间序列具有长记忆性，无法用传统的短记忆时间序列模型刻画，这使得检验长记忆时间序列模型中的均值变点问题也变的非常重要。 Hidalgo和Robinson [ 1 ] 在假定变点位置已知的情况下，提出了一种检验长记忆时间序列均值变点的Wald方法，Wright [ 2 ] 在变点位置未知的情况下，研究了长记忆时间序列中的均值变点，并提出了一种CUSUM检验方法和一种Sup-Wald检验方法。Lazarova [ 3 ] 研究了线性回归模型含有长记忆时间序列误差项时结构变点的检验问题，Wang [ 4 ] 研究了无限滑动平均时间序列均值变点的检验和估计问题，Shao [ 5 ] 通过提出一种简单的比率型统计量继续研究长记忆时间序列均值变点的检验问题，这种比率型检验方法的有点是不需要估计尺度参数等冗余参数，在实际应用中非常方便。赵文芝等 [ 6 ] ，马健琦等 [ 7 ] 提出了一些新的比率型统计量来检验长记忆时间序列中的均值变点，模拟结果表明这些新比率统计量具有比原比率型统计量更高的检验势。 上述关于长记忆时间序列均值变点检验的文献均考虑的是单变点问题，由于数据中存在变点时，不一定只有一个变点，而基于单变点问题设计的检验方法在多变点检验问题中通常不适用，所以研究长记忆时间序列均值多变点的检验问题也很重要。如今也有许多检验多变点问题的文献，如Kejriwal [ 8 ] 利用Wald检验方法研究了时间序列中持久性均值多变点问题，Bai [ 9 ] 用似然比检验方法检验了短记忆时间序列中的均值多变点问题，秦瑞兵等 [ 10 ] 提出了检验独立随机序列均值多变点的非参数方法，Chen [ 11 ] [ 12 ] 等利用滑动比率方法研究了时间序列中持久性多变点的检验和估计问题。 比率型检验方法由于不需要估计尺度参数，所以在应用中非常方便，但现有的基于比率型方法检验长记忆时间序列均值变点的研究都只考虑的是单变点问题，本文试图将比率型方法推广到均值多变点的检验问题当中去。推广的基本思想是通过引进一个窗宽参数，利用滑动的方法比较当前时刻前后一段时间内的样本差异，并决策是否存在变点。由于通过窗宽可以进入统计量中的样本中至多只有一个变点，所以可以避免多变点改变统计量不单调的问题，从而达到检测多变点问题的最终目的。第4节的模拟结果表明，本文采用的改进方法行之有效。
system: [SYSTEM]

user: 2. 长记忆模型和检验统计量 令 ( 1 − B ) d ( Y t − μ ) = u t ， t = 1 ， ⋯ ， n 这里B是置后算子，m是 Y t 的无条件均值， { u t } t ∈ ℤ 是均值为0，具有有限方差的独立同分布的平稳序列，n为样本容量，当参数 d ≠ 0 时，称时间序列 Y t 是长记忆时间序列，记为 Y t ~ I ( d ) 。参数d称为长记忆参数，当 d ∈ ( − 1 / 2 ， 1 / 2 ) 时， Y t 为平稳序列，而当 d ∈ ( 1 / 2 ， 3 / 2 ) 时， Y t 为非平稳长记忆序列。长记忆时间序列 Y t 可分解为如下形式： Y t = ∑ j = 0 ∞ π j ( d ) u t − j ， π j ( d ) = Γ ( d + j ) j ! Γ ( d ) ， j = 1 ， 2 ， ⋯ ， π 0 ( d ) = 1 . 其中 Γ ( ⋅ ) 是gamma函数。 设 X t = μ t + Y t 其中 Y t ∼ I ( d ) ， d ∈ [ 0 ， 1 / 2 ) ，本文考虑平稳长记忆时间序列均值多变点的检验问题，即考虑如下假设检验问题： H 0 : μ 1 = μ 2 = ⋯ = μ n H 1 : μ 1 = ⋯ = μ k 1 − 1 ≠ μ k 1 = ⋯ = μ k 1 + k 2 − 1 ≠ μ k 1 + k 2 = ⋯                     = μ k 1 + k 2 + ⋯ + k n − 1 + 1 = μ k 1 + k 2 + ⋯ + k n − 1 ≠ μ k 1 + k 2 + ⋯ + k n 即在备择假设下长记忆时间序列 X t 的均值： μ t = { μ k 1 ， t = 1 ， 2 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， k 1 * μ k 1 + k 2 ， t = k 1 * + 1 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， k 2 *       ⋮                   ⋮ μ k 1 + k 2 + ⋅ ⋅ ⋅ + k n ， t = k m * + 1 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， n 其中 μ k 1 ， μ k 1 + k 2 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， μ k 1 + k 2 + ⋅ ⋅ ⋅ + k n 不全相等，若定义 μ t = { μ ， t = 1 ， 2 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， k 1 * μ + Δ 1 ， t = k 1 * + 1 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， k 2 *       ⋮                   ⋮ μ + Δ m ， t = k m * + 1 ， ⋅ ⋅ ⋅ ， n . 则上述假设检验问题可转换为： H 0 : Δ 1 = Δ 2 = ⋯ = Δ m = 0 ; H 1 ： Δ 1 ， Δ 2 ， ⋯ ， Δ m 至少有一个不为零。 这里m是变点的个数，当 m = 1 时，Shao [ 5 ] 提出了如下比率统计量 G n = n | X ¯ 1 ， k − X ¯ k + 1 ， n | ( n ) − 1 { ∑ t − 1 k S t 2 ( 1 ， k ) + ∑ t = k + 1 n S t 2 ( k + 1 ， n ) } 1 / 2 ， 1 ≤ k ≤ n (1) 其中 S t ( j ， k ) = ∑ i = j t ( X i − X ¯ j ， k ) ， X ¯ j ， k = 1 k − j + 1 ∑ t = j k X t ， t = j ， ⋯ ， k ， 1 ≤ j < k ≤ n . 上述检验统计量的优点是不需要估计样本方差，所以在实际应用中非常方便，但该统计量只能检验单个均值变点，为了使该方法在多变点问题中仍然有效，本文提出如下修正统计量： H L ( k ) = 2 L | X ¯ k − L + 1 ， k − X ¯ k + 1 ， k + L | ( 2 L ) − 1 { ∑ t = k − L + 1 k S t 2 ( k − L + 1 ， k ) + ∑ t = k + 1 k + L S t 2 ( k + 1 ， k + L ) } 1 / 2 (2) 其中 k − L ≤ k ≤ k + L ，若定义窗宽 h ∈ ( 0 ， 1 / 2 ) ，则 L = ⌊ n h ⌋ ， n = 1 ， 2 ， ⋯ ， ⌊ ⋅ ⌋ 表示取整。为推导该统计量的极限分布，需做如下假设： 假设1：在备择假设下，两个均值变点之间最少有 2 L ≤ n 个样本。 假设2：当 n → ∞ 时，存在一个 d ∈ ( 0 ， 1 / 2 ) ，使得 n − ( 1 / 2 + d ) ∑ t = 1 ⌊ n r ⌋ { X t − E ( X t ) } ⇒ C d W d ( r ) ， r ∈ [ 0 ， 1 ] 其中， C d 为一个常数， W d ( ⋅ ) 表示分数布朗运动。 假设1保证变点可以被区分，这在多变点检验问题中是基本假设。假设2同Shao [ 5 ] 中的假设1，是长记忆时间序列所满足的中心极限定理。
system: [SYSTEM]

user: 3. 检验统计量的渐近性质 本节将给出检验统计量(2)在原假设下的极限分布，并证明检验方法在备择假设下的一致性。 定理1：在原假设 H 0 成立的条件下，当 n → ∞ 时，有 H L ( k ) = 2 | 2 W d ( r ) − W d ( r − 1 / 2 ) − W d ( r + 1 / 2 ) | ∫ r − 1 / 2 r ξ 1 2 ( s ， r ) d s + ∫ r r + 1 / 2 ξ 2 2 ( s ， r ) d s 其中 ξ 1 ( s ， r ) = W d ( s ) − ( 2 s − 2 r + 1 ) W d ( r ) + 2 ( s − r ) W d ( r − 1 / 2 ) ξ 2 ( s ， r ) = W d ( s ) − 2 ( s − r ) W d ( r + 1 / 2 ) + ( 2 s − 2 r − 1 ) W d (r) 证明：令 k = ⌊ 2 L r ⌋ ， t = ⌊ 2 L s ⌋ 则由假设2有： 2 − 1 / 2 − d L 1 / 2 − d ( X ¯ k − L + 1 ， k − X k + 1 ， k + L ) = ( 2 L ) − 1 / 2 − d [ ∑ t = k − L + 1 k ( X t − E X t ) − ∑ t = k + 1 k + L ( X t − E X t ) ] ⇒ C d [ 2 W d ( r ) − W d ( r − 1 / 2 ) − W d ( r + 1 / 2 ) ] ( 2 L ) − 1 / 2 − d S t ( k − L + 1 ， k ) = ( 2 L ) − 1 / 2 − d ∑ i = k − L + 1 t ( X i − 1 L ∑ j = k − L + 1 k X j )   = ( 2 L ) − 1 / 2 − d [ ∑ i = k − L + 1 t ( X i − E X t ) − t − k + L L ∑ j = k − L + 1 k ( X j − E X t ) ] ⇒ C d [ W d ( s ) − ( 2 s − 2 r + 1 ) W d ( r ) + 2 ( s − r ) W d ( r − 1 / 2 ) ] ≜ C d ξ 1 ( s ， r ) 同理可得 ( 2 L ) − 1 / 2 − d S t ( k + 1 ， k + L ) = ( 2 L ) − 1 / 2 [ ∑ i = k + 1 t ( X i − E X t ) − t − k L ∑ j = k + 1 k + L ( X j − E X t ) ] ⇒ C d [ W d ( s ) − 2 ( s − r ) W d ( r + 1 / 2 ) + ( 2 s − 2 r − 1 ) W d ( r ) ] ≜ C d ξ 2 ( s ， r ) 因此 H L ( k ) = 2 L | X ¯ k − L + 1 ， k − X ¯ k + 1 ， k + L | ( 2 L ) − 1 { ∑ t = k − L + 1 k S t 2 ( k − L + 1 ， k ) + ∑ t = k + 1 k + L S t 2 ( k + 1 ， k + L ) } 1 / 2 = 2 1 + d L d | 2 − 1 / 2 − d L 1 / 2 − d ( X ¯ k − L + 1 ， k − X ¯ k + 1 ， k + L ) | 2 1 / 2 + d L d { ( 2 L ) − 1 ∑ t = k − L + 1 k [ ( 2 L ) − 1 / 2 − d S t ( k − L + 1 ， k ) ] 2 + ( 2 L ) − 1 ∑ t = k + 1 k + L [ ( 2 L ) − 1 / 2 − d S t ( k + 1 ， k + L ) ] 2 } 1 / 2 ⇒ 2 | 2 W d ( r ) − W d ( r − 1 / 2 ) − W d ( r + 1 / 2 ) | ∫ r − 1 / 2 r ξ 1 2 ( s ， r ) d s + ∫ r r + 1 / 2 ξ 2 2 ( s ， r ) d s 证毕。 定理2：若假设1成立，则当数据中至少存在一个均值变点 k ∗ ∈ [ ⌊ n h ⌋ ， ⌊ n ( 1 − h ) ⌋ ] 时，有 lim L → ∞ H L ( k ) → p ∞ . 证明：由假设1，任意两个变点间至少有2L个样本，而统计量 H L ( k ) 只用到了当前时刻前后共2L个样本，即这些样本中至多只有一个变点，因此只需要证明变点个数 m = 1 的情况即可。不妨记变点时刻为 k * = ⌊ 2 L r * ⌋ ，则，当 k = k ∗ 时， H L ( k ) = 2 L | X ¯ k * − L + 1 ， k * − X ¯ k * + 1 ， k * + L | ( 2 L ) − 1 { ∑ t = k * − L + 1 k * S t 2 ( k * − L + 1 ， k * ) + ∑ t = k + 1 k + L S t 2 ( k * + 1 ， k * + L ) } 1 / 2 由于 S t ( k ∗ − L + 1 ， k ∗ ) 和 S t ( k ∗ + 1 ， k ∗ + L ) 分别只用到了变点 k ∗ 之前的L个样本和变点之后的L个样本，所以由定理1的证明有 S t ( k ∗ − L + 1 ， k ∗ ) = O p ( ( 2 L ) 1 / 2 + d ) S t ( k ∗ + 1 ， k ∗ + L ) = O p ( ( 2 L ) 1 / 2 + d ) 从而统计量 H L ( k ) 的分母为 O p ( ( 2 L ) 1 / 2 + d ) ，若记 E X t 在变点 k ∗ 时刻由常数m变为 μ + Δ ， Δ ≠ 0 ，另一方面，统计量 H L ( k ) 的分子 2 L | X ¯ k ∗ − L + 1 ， k ∗ − X ¯ k ∗ + 1 ， k ∗ + L | ≥ 2 L | 1 L ∑ t = k ∗ − L + 1 k ∗ ( X t − μ ) − 1 L ∑ t = k ∗ + 1 k ∗ + L ( X t − μ − Δ ) | + 2 L | L Δ | = I 1 + I 2 其中 2 − ( 1 + d ) L − d I 1 = 2 − ( 1 + d ) L − d 2 L | 1 L ∑ t = k ∗ − L + 1 k ∗ ( X t − μ ) − 1 L ∑ t = k ∗ + 1 k ∗ + L ( X t − μ − Δ ) | = | ( 2 L ) − 1 / 2 − d ∑ t = k ∗ − L + 1 k ∗ ( X t − μ ) − ( 2 L ) − 1 / 2 − d ∑ t = k ∗ + 1 k ∗ + L ( X t − μ − Δ ) | ⇒ C d [ 2 W d ( r ∗ ) − W d ( r ∗ − 1 / 2 ) − W d ( r ∗ + 1 / 2 ) ] 即 I 1 = O p ( 2 1 + d L d ) 。而 I 2 = 2 L | L Δ | = O p ( L 2 ) 。因此，当 n → ∞ ，即 L → ∞ 时，有 H L ( k ) → ∞ 。证毕。
system: [SYSTEM]

user: 4. 数值模拟 本节基于 ARFIMA ( 0 ， d ， 0 ) 模型通过模拟实验研究本文提出的统计量(2)的有限样本性质，并和Shao的统计量(1)作比较。在统计量(1)中参数t分别取0.1和0.2，修正后的统计量(2)中的窗宽参数h同样取0.1和0.2，所有的结果都是利用R语言模拟10000次得到的。本文所用到的临界值是由数据生成过程 ARFIMA ( 0 ， d ， 0 ) 生成10000组容量为10000的随机序列计算所得。在模拟实验中，分别取样本容量为100和400，长记忆参数取0、0.2和0.4。 表1给出了原假设下两种检验统计量在5%检验水平下的经验水平，可以看出两种方法在所有参数组合下都能较好的控制经验水平。比较而言，本文提出的修正统计量在样本量较小时相对保守一些，长记忆参数d对经验水平的影响不明显。 为检验两种统计量的检验势，分别考虑数据中存在m = 1、2和3个变点的情况，跳跃度D分别取1和2，变点位置k * 分别取0.25、0.5和0.8。表2和表3分别列出了两种检验统计量在变点个数m = 1时的 Table 1 Empirical size of the two statistics at the 5% test leve d H L G n n = 100 n = 400 n = 100 n = 400 h = 0.1 h = 0.2 h = 0.1 h = 0.2 τ = 0.1 τ = 0.2 τ = 0.1 τ = 0.2 0 0.024 0.027 0.030 0.040 0.039 0.042 0.045 0.051 0.2 0.017 0.027 0.034 0.040 0.044 0.047 0.047 0.050 0.4 0.017 0.034 0.035 0.051 0.043 0.047 0.045 0.046 表1. 两种统计量在5%检验水平下的经验水平 Table 2 Number of modified Shao statistics at change points m = 1 and empirical power at the 5% leve h D k * n = 100 n = 400 d = 0 d = 0.2 d = 0.4 d = 0 d = 0.2 d = 0.4 0.1 1 0.25 0.092 0.037 0.025 0.560 0.137 0.051 0.50 0.094 0.039 0.025 0.577 0.132 0.053 0.80 0.091 0.038 0.026 0.598 0.15 0.058 2 0.25 0.455 0.149 0.058 0.987 0.547 0.140 0.50 0.477 0.176 0.068 0.995 0.568 0.140 0.80 0.461 0.158 0.064 0.988 0.597 0.152 0.2 1 0.25 0.381 0.119 0.061 0.961 0.340 0.099 0.50 0.412 0.145 0.064 0.958 0.340 0.092 0.80 0.276 0.091 0.052 0.9 0.263 0.091 2 0.25 0.928 0.485 0.182 1 0.886 0.284 0.50 0.937 0.509 0.204 1 0.869 0.278 0.80 0.867 0.999 0.407 0.805 0.145 0.248 表2. 修正的Shao统计量在变点个数m = 1，经验水平为5%时的经验势 Table 3 Number of Shao statistics at change points m=1 and empirical power at the 5% leve t D k * n = 100 n = 400 d = 0 d = 0.2 d = 0.4 d = 0 d = 0.2 d = 0.4 0.1 1 0.25 0.617 0.241 0.104 0.981 0.49 0.102 0.50 0.680 0.283 0.092 0.996 0.576 0.127 0.80 0.612 0.204 0.078 0.98 0.475 0.094 2 0.25 0.986 0.691 0.215 1 0.932 0.324 0.50 0.997 0.8 0.318 1 0.983 0.402 0.80 0.971 0.643 0.221 1 0.88 0.267 0.2 1 0.25 0.77 0.292 0.098 0.997 0.579 0.2 0.50 0.863 0.4 0.129 1 0.707 0.3 0.80 0.673 0.234 0.089 0.991 0.486 0.184 2 0.25 0.996 0.759 0.278 1 0.96 0.485 0.50 1 0.87 0.411 1 0.997 0.634 0.80 0.987 1 0.656 0.904 0.232 0.399 表3. Shao统计量在变点个数m = 1，经验水平为5%时的经验势 检验势。从中可以看出，随着样本容量的增大和跳跃度的增大，两个统计量的检验势都逐渐增大，这验证了两个统计量都是一致检验的定理结论。此外，随着长记忆参数d的增大，检验势逐渐降低，变点位置越靠近中间时检验势也越高。由于本文检验统计量只用了部分样本，所以在数据中只有1个变点时，本文的修正检验统计量的检验势低于原统计量，但随着样本容量的增大和窗宽参数的增大，这种差距逐渐减小。 表4~7分别给出了两个统计量在变点个数m取值为2和3时的检验势，此时可以发现本文提出的滑动比率方法的经验势普遍高于原统计量，尤其在m取3时更为显著。在大部分情况下，原统计量均很难检测到变点，这说明本文基于部分样本的滑动比率方法在多变点的检验问题中是可行的。由于在实际问题中无法提前知道数据中有几个变点，所以可以两种方法同时使用，如果两种方法都不拒绝无变点的原假设，则可认为数据中不存在变点；若至少有一个统计量拒绝原假设则可认为数据中存在变点。特别地，若统计量(1)没有拒绝原假设，而统计量(2)拒绝了原假设。则可怀疑数据中存在多个变点，需进一步仔细分析。