DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 结果 3.1. 两组中因变量的前后差异 采用独立样本t检验，结果发现，感恩组和控制组的基线情况，主观幸福感(t(274) = −1.23， p = 0.22)，自评焦虑(t(274) = 1.50， p = 0.13)和孤独感(t(274) = 0.14， p = 0.89)中均不存在显著差异。 采用配对样本t检验，感恩组结果发现：主观幸福感呈现显著升高(t(121) = −5.14， p < 0.001)；自评焦虑出现显著下降(t(121) = 4.41， p < 0.001)；孤独量表前测和后测没有显著差异(t(121) = 1.46， p = 0.15)。控制组结果发现：主观幸福感显著上升(t(153) = −2.21， p = 0.03)；自评焦虑显著下降(t(153) = 2.48， p = 0.01)；孤独感显著下降(t(153) = 2.96， p = 0.004)。描述统计结果见表1。 Table 1 Descriptive statistical results of two group 感恩组N = 122 控制组N = 154 孤独量表前测 44.05 ± 9.13 45.00 ± 9.46 孤独量表后测 43.20 ± 8.25 43.44 ± 10.33 焦虑自评量表前测 39.70 ± 7.20 39.17 ± 7.52 焦虑自评量表后测 37.53 ± 6.96 37.91 ± 7.98 主观幸福感前测 29.76 ± 14.32 30.41 ± 15.42 主观幸福感后测 35.51 ± 15.23 32.66 ± 15.04 表1. 两组的描述统计结果 3.2. 两组中因变量前后变化的差异 采用独立样本t检验，结果发现，感恩组和控制组的前后测的变化量情况，主观幸福感呈现差异显著(t(274) = 3.05， p = 0.003 < 0.05)；自评焦虑(t(274) = −1.88， p = 0.06)和孤独感(t(121) = 0.53， p = 0.60)均不存在显著差异。描述统计结果见表2。 Table 2 Descriptive statistical results of two sets of change 感恩组N = 122 控制组N = 154 主观幸福感变化 5.75 ± 12.34 1.65 ± 9.21 自评焦虑变化 −2.16 ± 5.42 −0.98 ± 4.89 孤独感变化 −0.85 ± 6.47 −1.24 ± 5.16 表2. 两组变化量的描述统计结果
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user: 4. 讨论 本研究结果发现，独立样本t检验显示感恩组和控制组的基线主观幸福感水平、抑郁水平和孤独感水平不存在显著差异，也就是说两组被试的前测心理健康数据水平基本是一致的。经过五十天的实验干预，通过配对样本t检验显示感恩组的幸福感水平得到了显著提升，抑郁水平得到了显著下降；另一方面我们发现控制组被试的主观幸福感水平也得到了显著的提升，抑郁水平和孤独感水平也得到了显著的下降。两组被试的数据均出现了显著的差异，似乎主观幸福感的提升并非实验干预的效果。为此我们又进一步进行了统计分析，针对两组被试前后测的变化量进行了独立样本t检验，结果显示感恩组被试主观幸福感的变化量显著高于控制组，抑郁水平和孤独感水平的变化量与控制组相比不存在显著差异，也就是说，虽然两组被试主观幸福感水平都得到了显著的提升，但是感恩组主观幸福感提升的更加明显，即每天报告发生的三件好事能够显著提升人们的主观幸福感，该实践干预研究结果与先前的相关的研究结果基本一致 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]，丰富和充实了感恩与幸福感之间关系的相关研究。每天记下让自己感到快乐的三件好事能显著提升自身的幸福感，该研究结果的应用具备可推广性，具有一定的实践意义。 但是本研究存在一定的局限性，控制组被试的主观幸福感也得到了显著提升，因此对于感恩组来说，这种显著的效应混淆了一部分其他无关因素的干扰。所有被试选取于公共选修课心理健康教育课程的自然班级，这种心理健康教育课程对数据收集的影响没有被精确的分离出，存在一定的混淆。也就是说感恩组主观幸福感的提升到底是实验干预的结果，还是心理健康教育课程的结果，还是两者的交互作用。从本研究来看，似乎是两者共同作用的结果。因此未来研究应该设计更加严格的实验，在被试选取上尽量避开心理学类自然课程的干扰，同时设置空白对照组，在实验干预前、中、后多次测量数据，以期监测主观幸福感、抑郁和孤独感的动态变化水平，更加直观地感受实验干预对其的影响。
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user: 摘 要 中国(广西)自由贸易试验区立项建设以来，广西的区位优势愈加明显，广西与周边国家在政治、经济、文化等诸多方面进行合作，外宣翻译的需求日益迫切。本文以中国知网数据库为背景，揭示国内外宣翻译研究的嬗变过程，阐述外宣翻译中翻译策略、翻译工作的中心地位、翻译材料的处理等典型研究热点方向，并提出外宣翻译在广西自贸区建设中对外贸经济促进作用、提升文化输出认同感等方面的重要启示，为广西自贸区的高速发展提供理论依据及实践路径。 关键词 :外宣翻译，中国(广西)自由贸易试验区，嬗变过程，建设启示 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 2019年8月30日，中国(广西)自由贸易试验区(以下简称“广西自贸区”)正式揭牌运行。在新的形势下，广西与东盟国家在各个层面的交流将会更为密切。不同国家、不同民族交流的重要载体就是语言，语言又是文化的重要载体。广西自贸区的发展离不开广西民俗、民歌、饮食、艺术品、非遗、公示语等的对外交流，更离不开“外宣翻译”的理论研究与实践经验，因此研究外宣翻译研究嬗变过程对广西自贸区建设具有较大的意义。本文以中国知网数据库为依据，在分析外宣翻译研究嬗变过程的基础上，进一步阐述外宣翻译典型研究热点，最后提出外宣翻译研究对广西自贸区建设的相关启示，以期为广西自贸区建设提供理论依据及实践路径。
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user: 2. 数据来源与统计方法 在中国知网(CNKI)数据平台上，以“外宣翻译”为主题，检索时间截至为2019年12月31日，剔除掉无用文献后，共计1483条。其中期刊论文1192篇，学位论文255篇(硕士240篇、博士15篇)，会议论文35篇(国内26篇、国际9篇)，报纸文章1篇。根据上述文献，对研究主题、发表年度、文献作者、研究机构、文献来源等进行分类分析，并进行关键词共现网络分析及典型主题分析。
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user: 3. 外宣翻译研究嬗变过程 3.1. 年度研究趋势 外宣翻译年度研究趋势如图1所示。2010年之前研究进展缓慢，相关研究主要集中在近10年。近年来，我国各方面的发展越来越迅速，中国逐渐走向世界舞台的中央，经济、文化、政治等方面对于外宣翻译的研究需求明显，可以预测，后续的研究将愈来愈热。 图1. 外宣翻译年度研究趋势图 3.2. 文献被引频次分析 被引频次排名前十的文献一览如表1所示。前述检索的相关文献中，期刊论文占比80.38%，学位论文占比17.19%。被引率排名前十的论文中，学位论文有2篇，均为博士学位论文，占比20%；2010年以前的高被引率论文有5篇，占比50%。说明高层次的学位论文从系统论的角度对外宣翻译各方面进行了深层次的分析，前期经典期刊论文也从翻译策略、外宣文本(外宣材料)、对外宣传、翻译方法、翻译过程、非物质文化遗产、生态翻译学等方面进行了深入的分析，因此被引频次较高。在高被引的论文中，中国外文局的黄友义发表的两篇论文从翻译原则、翻译工作者的权利等方面进行了深入的阐述，成为外宣翻译研究关注的重中之重。上海外国语大学的研究团队在被引频次排名前十的文献中贡献了4篇，成为研究的重要机构。 Table 1 List of top ten cited literature 排名 被引 次数 作者 发表年度 题名 刊名(或学校) 研究机构 1 1451 黄友义 2004 坚持“外宣三贴近”原则， 处理好外宣翻译中的难点问题 中国翻译 中国外文局 2 365 黄友义 2005 从翻译工作者的权利到外宣翻译—— 在首届全国公示语翻译研讨会上的讲话 中国翻译 中国外文局 3 298 陈小慰 2007 外宣翻译中“认同”的建立 中国翻译 福州大学 4 203 张健 2013 全球化语境下的外宣翻译“变通”策略刍议 外国语言文学 上海外国语大学 5 171 李欣 2001 外宣翻译中的“译前处理”——天津 电视台国际部《中国·天津》的个案分析 上海科技翻译 天津外国语学院 6 151 胡芳毅 贾文波 2010 外宣翻译：意识形态操纵下的改写 上海翻译 湖南文理学院 中南大学 7 146 陈小慰 2013 对外宣传翻译中的文化自觉与受众意识 中国翻译 福州大学 8 131 胡兴文 张健 2013 外宣翻译的名与实——张健教授访谈录 中国外语 安徽理工大学 上海外国语大学 9 112 卢小军 2013 国家形象与外宣翻译策略研究 上海外国语大学 上海外国语大学 10 103 王守宏 2012 跨文化语用学视角下的外宣翻译策略研究 上海外国语大学 上海外国语大学 表1. 被引频次排名前十的文献一览表 3.3. 研究机构分析 发文量排名前二十的研究机构一览如表2所示。从发文数量来看，上海外国语大学成为研究的绝对主力军。结合被引频次进一步分析，在表1的高被引频次表中出现的上海外国语大学、福州大学、天津外国语大学(学院)、湖南文理学院等四所高校的发文数量在表中排名也较靠前，说明这些高校在外宣翻译研究方面形成了强有力的研究团队并进行了系统而深入的研究，数量与质量并存。 Table 2 List of top 20 research institutions that published literature 排名 研究机构 数量 排名 研究机构 数量 1 上海外国语大学 76 11 福州大学 12 2 广西大学 21 12 天津外国语大学 12 3 南昌工程学院 19 13 广东外语外贸大学 11 4 福建师范大学 19 14 沈阳师范大学 10 5 上海理工大学 18 15 湖南文理学院 10 6 北京外国语大学 14 16 哈尔滨理工大学 10 7 广西师范大学 13 17 信阳师范学院 10 8 哈尔滨师范大学 13 18 江苏大学 10 9 哈尔滨商业大学 13 19 华中师范大学 10 10 贵州大学 13 20 西安石油大学 9 表2. 发文量排名前二十的研究机构一览表 3.4. 关键词共现网络 进一步分析关键词共现网络，如图2所示。图中圆圈中为目标文献所出现的关键词，圆圈越大代表出现次数越多；圆圈之间的连线代表文献之间的共现次数。以“外宣翻译”为核心的研究体系下，各学者在翻译策略、译者主体、翻译目的、对外宣传、意识形态、翻译生态、非物质文化等方面进行了广泛而深入的研究，并形成了若干研究热点。 图2. 外宣翻译研究关键词共现网络图
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user: 4. 外宣翻译典型研究热点 4.1. 外宣翻译策略研究 外宣翻译的基本任务是把中国的各种信息翻译成外文，使中国的政治、经济、文化等能得到良好传播，因此采用何种翻译策略以达到优质的翻译效果成为众多学者研究的重点。文献 [ 1 ] 提出“外宣三贴近”原则，即贴近中国发展的实际、贴近国外受众对中国的需求、贴近国外受众的思维习惯，以此做到翻译的“信、达、雅”。文献 [ 2 ] 提出在外宣翻译中建立“认同”说，可以从确保翻译资料本身的可信度、遵循译语受众的信息表述方式等方面着手，以此改善外宣翻译的质量，使外国受众能了解、感受、欣赏中国的语言。文献 [ 3 ] 提出翻译“变通”策略，通过增译补充、释译变通、合理瘦身、整合重构、专名回译等翻译策略，提高翻译的质量，促进中国在全球化发展中的地位。文献 [ 4 ] 提出“译 + 释”并举的翻译策略，对提高我国外宣翻译质量和传播效果起到良好的促进作用。文献 [ 5 ] 提出在非物质文化遗产的翻译策略中，必须考虑效果优先和目标受众中心的原则。 4.2. 外宣翻译工作的地位 翻译工作的地位与外宣翻译的效果相辅相成，不少学者对翻译者的地位进行了系列研究。公示语翻译是一个国家对外交流水平和人文环境建设的具体体现 [ 6 ]，翻译者自身需要有良好的职业道德，全社会应该高度重视翻译工作，大力促进翻译人才的培养，严格控制翻译质量，努力提升外宣翻译工作的地位。译者只有不断增强全球意识和主体意识、文化自觉意识、翻译的功能目的意识、正确的读者意识以及技能意识等 [ 7 ]，才能实现人类文化的交流与融合，进一步提升翻译者的工作地位。 4.3. 外宣翻译资料处理 外宣翻译的受众不同，在翻译材料、文本的处理上皆有不同 [ 8 ]，为了更好地进行交流，有必要对其进行“译前处理”，在电视栏目采访稿的文字处理中，对不适宜对外交流的文字进行修删、对内外有别的文字进行增添。文献 [ 9 ] 从文化自觉与受众意识对翻译材料进行选材、内容、形式与诉求手段等方面的考量，力求让世界能了解中国，让中国能感染世界。文献 [ 10 ] 提出基于原文的删减法、解释法和重构法，以实现交流目的和翻译功能的实现。例如对于茶名外宣翻译，文献 [ 11 ] 认为译者应灵活选择翻译方法、加强学习茶文化背景知识、注重读者接受与理解、统一规范相关术语。对于政治文本的翻译 [ 12 ]，在考虑国外受众思维习惯的基础上，考虑意识形态的传播效果，在准确传递原文信息的情况下对翻译资料进行必要的改写。
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user: 5. 外宣翻译研究对广西自贸区建设的启示 上节从翻译策略、翻译工作的中心地位、翻译材料的处理等方面分析了外宣翻译中的热点研究问题。外宣翻译的本质是要基于“信、达、雅”，考虑外国受众，传播中国的政治、经济、文化，促进中国与世界的交流与合作。2019年8月新设立的广西自贸区在全国18个自贸区中，起步相对较晚，但面向东盟是广西自贸区的独特优势和先行优势 [ 13 ]。从外宣翻译的角度对广西自贸区的建设有如下启示。 5.1. 外宣翻译对外贸经济的促进作用 广西自贸区是面向东盟的国际陆海贸易新通道，主要的贸易对象是东盟国家，外贸交易中的物流运输、商品标识、宣传交流都离不开外宣翻译。在翻译工作中，需要了解、理解东盟国家的文化习俗、风土人情，采用合适的翻译策略，对翻译材料进行艺术加工，以提高翻译质量，促进广西与东盟国家的外贸发展。 5.2. 外宣翻译提升文化输出的认同感 随着广西自贸区的设立，东盟国家的友人与广西的交流将愈加密切，在文化方面的交流将更加多元化。广西作为多民族地区，具有显著的地域特色，在民俗、民歌、饮食、艺术品、非遗、公示语等方面都存在大量的外宣翻译，从研究自身历史文化的角度，采取对应的翻译策略，以更好的翻译质量促进文化输出，进一步扩大广西自贸区建设所带来的区位优势。
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user: 6. 结语 本文针对广西自贸区建设发展问题，从外宣翻译的角度出发，以中国知网数据库平台检索入手，探寻外宣翻译研究的嬗变过程，发现随着中国与世界各国在经济、文化、政治方面的交流逐渐增多，外宣翻译研究逐渐成为热门。2010年之后，国内相关机构在翻译策略、外宣文本(外宣材料)、对外宣传、翻译方法、翻译过程、非物质文化遗产、生态翻译学等方面进行了广泛的研究。被引率排名前十的论文中，(博士)学位论文2篇，占比20%；2010年以前的高被引率论文有5篇，占比50%。上海外国语大学、福州大学、天津外国语大学(学院)、湖南文理学院成为外宣翻译的主要研究机构。 在“信、达、雅”的翻译目标之下，翻译策略、翻译工作的中心地位、翻译材料的处理等成为热点研究问题。例如作为翻译者自身需要有良好的职业道德，全社会应该高度重视翻译工作，努力提升外宣翻译工作的地位；提出贴近中国发展的实际、贴近国外受众对中国的需求、贴近国外受众的思维习惯的“外宣三贴近”原则；从文化自觉与受众意识对翻译材料进行选材、内容、形式与诉求手段等方面考量，力求让世界能了解中国，让中国能感染世界。上述诸多研究对外宣翻译质量起到良好的促进作用，提升了中国在国际舞台上的地位。 最后，根据外宣翻译对广西自贸区发展的启示，提出在外贸经济、文化输出等方面的促进作用。通过本文的研究，以期为广西自贸区的经济、政治、文化等方面的发展提供理论依据和实践路径。
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user: 摘 要 针对借贷人资产的波动影响还款能力的问题，设计了一种还款强度依赖于借贷人资产的新的贷款还款方式，即俗称的“有多少还多少”方式。这种还款方式减少了违约的可能却带来了还清贷款所需时间的不确定性。通过对剩余贷款价值建立数学模型，将贷款的剩余价值看成借款人资产的未定权益，并将其转换为偏微分方程的终值问题，求解得到公司剩余贷款价值的解析式和期望还清贷款所需时间，最后对结果进行了数值模拟分析。 关键词 :随机资产，贷款剩余价值的未定权益，灵活还款方式，还清时间 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 贷款是银行或其他金融机构按一定利率和必须归还等条件出借货币资金的一种信用活动形式，也是金融市场的一种重要活动。对于一份贷款，有很多种还款方式，目前市场上对贷款的主要还款方式有等额本息还款法，等额本金还款法，到期一次还本付息法等。关于借贷以及还款方式的研究有陈悦对贷款的三种主要还款方式进行了简单分析 [ 1 ]。王顺等对等额本息和等额本金两种还款方式进行了比较 [ 2 ]。吴森等对抵押贷款进行了定价和分析 [ 3 ] [ 4 ]。Scott与Larry构建了贷款分析系统，对信用风险进行了动态定价 [ 5 ]。Christine的文章给出了衡量贷款预期收益的模型，银行之间的竞争迫使银行需要在更大范围内考虑其与客户的整体关系 [ 6 ]。Michael与Larry综合考虑了贷款抵押、质押品和期限情况，发展了商业贷款定价模型 [ 7 ]。Edward构建的贷款定价模型将贷款价值的评估与借款人信用级别相联系，对贷款现金流进行了估计 [ 8 ]。Indra等通过实证观察贷款方法–效率关系，在区域范围内检验了最佳贷款方法 [ 9 ]。 但现有的还款方式大都是只依赖于贷款本身，很少考虑还款人自身状态的变化。对于自身资产或者收入波动比较大的借贷者，例如一些收入不确定的中小企业，常规的还款方式往往隐含较大的违约风险。为此我们设计了一种新的灵活的贷款还款方式，其还款强度依赖于借贷人资产，还款额按借贷人还款当时资产的一定比例。即俗称的“有多少还多少”方式。这种还款方式大大减少了借贷人违约的可能性，因此对借方有很强的吸引力，对贷款人来说也有好处，从而具有实际和应用意义。但对于放贷人来说这样的还款方式带来了清款时间的不确定性。至于不确定的借贷人应付部分，贷款人可以通过税收记录等方式进行计算和索还。所以这项设计作为贷款方式的一个补充，具有可行性。而作为会计入账和未来收益的计算，对于贷款的剩余和期望清款时间，我们建立了一个关于剩余贷款的数学模型，在假设借贷方资产满足几何布朗运动的随机过程，运用结构化方法的思想，将贷款的剩余价值看成借款人资产的未定权益，推出公司剩余贷款的期望价值所满足的偏微分方程组，并求解其终值问题得到了解析表达式，然后通过解析表达式分析计算了借贷人期望还清贷款所需时间，并进行数值模拟与分析。
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user: 2. 模型的建立 2.1. 模型假设 1) 借贷人连续还付贷款，在t时刻的还款额为 ， 为t时刻借贷人的资产， 为还款强度，它表示t时刻的还款额占借贷人资产的比例，是一个常数。 2) 借贷人资产 的变化满足几何布朗运动： (1) 其中r为无风险利率， 为公司资产的波动率， 为标准布朗运动。 3) 借贷人不会违约，在T时刻还清贷款，q为贷款利率，则借贷人的全部负债Q可以表示为 。 4) 贷款利率q大于无风险利率r，当贷款利率不为零时，要求借贷人的初始资产大于贷款额度。 5) 用 表示t时刻剩余货款的期望价值，满足 。 注：通过数学期望，这里贷款的期望还清时间T是确定的，它是依赖于所求函数，但满足附加条件 ，所以是一个简单的自由边界，可以通过计算求得。 2.2. 贷款的现金流分析 考虑到借贷人自身状态和收入波动的变化，借贷人资产不是一成不变的，具有不可预见性。这里假设借贷人资产的变化满足上述假设2中的随机微分方程 [ 10 ]。在还款方式为还款额依赖于借贷人资产的连续还款方式下，t时刻的还款额为 ，与借贷人的资产 及时间t有关，是不确定的。因此借贷人剩余贷款的价值也与借贷人资产及时间有关，这就带来了还清贷款所需时间的不确定性。根据上述分析，在时间段 内，借贷人偿还了部分贷款，即 ，考虑到贷款利息，则在t时刻，借贷人剩余贷款本金的期望价值可以用条件期望表示为： (2) 2.3. 模型满足的偏微分方程 根据得到的借贷人剩余贷款期望价值的数学表达式(2)，利用Feynman-Kac定理 [ 11 ]，可以得到t时刻借贷人剩余货款的期望价值 满足的偏微分方程： (3) 根据偏微分方程理论，问题(3)的解由终值条件即可确定，这是的初值条件是为了求解自由边界T。
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user: 3. 模型的求解 3.1. 剩余贷款期望价值的方程解 上述定解问题(3)是一个变系数倒向抛物型偏微分方程的终值问题，仿照Black-Scholes方程的求解方法 [ 12 ]，先作自变数代换： 转化为常系数抛物型方程的初值问题： (4) 根据偏微分方程理论 [ 13 ]，可求得(4)的解为： (5) 代回原来的自变量 有 (6) 这样我们就得到了借贷人剩余贷款期望价值的方程解，其中T为参数。 3.2. 期望还清贷款时间的表达式 根据已知，借贷人全部贷款额为Q，满足 ，代入上述求得的方程解(6)式，可解得期望还清贷款所需时间T的表达式： (7) 由(7)式，当贷款额度大于初始资产时，期望还清贷款的时间将趋于正无穷，由模型假设借贷人不违 约，因此有 。 虽然本文设计的还款方式带来了还清贷款所需时间的不确定性，但是在模型假设及期望意义下，仍然可以通过计算求得期望还清贷款的时间满足的显式表达式。
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user: 4. 参数分析 期望还清贷款时间T的表达式(7)中包含S，Q，q，r， 五个参数，其中T与S和Q的关系比较明显：T关与S单调递减，关与Q单调递增。但是T与q，r和 之间的关系则不明显，在下面几小节里我们分别讨论。 4.1. T关于q与r的性质分析 命题4.1：当固定参数S，Q，r， 时，T关于q单调递增，即贷款利率越高，期望还清贷款所需的时间越长。 证明：要证明T关于q单调递增，即证明 。由(7)式， (8) 不妨令 ， ，则有 (9) 因为 ，所以 ， ，此时有 ，令 (10) 故只需要证明 在定义域内的值恒大于零。计算可得 (11) (12) 且 所以 ， 。又因为 ， ，所以 ， 。因此 ，即T关于q单调递增。 推论4.1：当固定参数S，Q，q， 时，T关于r单调递减，即无风险利率越高，期望还清贷款所需的时间越短。 现在我们已经证明了T关于q单调递增，关于r单调递减。但是T与还款强度 的关系比较复杂， 时与 时情况不同，所以下面我们先分析 时T与 的关系，再讨论 时的情况。 4.2. 时T关于 的性质分析 当 时，模型是一个有息贷款模型。由模型假设，此时借贷人初始资产大于贷款额度，并且还款强度越大，期望还清贷款所需要的时间越短。 命题4.2：当固定参数S， Q， r， q时，T关于 单调递减，即还款强度越大，期望还清贷款所需要的时间越短。 证明：要证明T关于 单调递减，即证明 。由(7)式， (13) 不妨令 ， ，则有 (14) 因为 ，所以 ， ，此时有 ，令 (15) 故只需要证明 在定义域内的最大值小于零。计算可得 (16) (17) 令 ，可得 。 当 时，对 的符号进行分析，可得表1。 此时， 的符号可统计与表2。 因此，当 时， ，即 ，即T关于 单调递减。 Table 1 The symbols o 当 时 当 时 的符号 在区间端点处的符号 ， 的符号 存在零点，记为 表1. 的符号 Table 2 The symbols o 当 时 当 时 的符号 在区间端点的符号 的符号 表2. 的符号 当 时，同理可证明当 时， ，即T关于 单调递减。 综上即证明了当固定参数S，Q，r，q ( )时，T关于 单调递减。 4.3. 时T关于 的性质分析 当 时，模型简化为一个无息贷款模型。由于还款额依赖于还款强度，此时T与 的关系需要分两种情况讨论：当 时，T关于 单调递减(见命题4.3)；当 时，T关于 先减后增，T存在最小值(见命题4.4)。 由(7)式，当 ，借贷人期望还清贷款所需时间可化为： (18) S为借贷人初始时刻的资产，由模型假设，借贷人不违约，因此，根据(18)式有 ，且T 在 处是连续可导。 命题4.3：当固定参数S，Q，r，且 时，T关于 单调递减，即当借贷人初始资产大于贷款额度时，还款强度越大，期望还清贷款所需要的时间越短。 证明：要证明T关于 单调递减，即证明 。由(18)式， (19) 不妨令 ， ，则有 (20) 因为 ，所以 ， ，此时有 ，令 (21) 故只需要证明 在定义域内的最大值小于零。计算可得 (22) (23) 令 ，可得 。通过分析可得，存在唯一一点 ，使得 ，且当 时， ；当 时， 。 当 时，对 的符号进行分析，可得表3。 Table 3 The symbols o 当 时 当 时 的符号 的符号 ， ， 的符号 ， ， 表3. 的符号 由表3可得， 在定义域内的最大值小于零。且当 时， ，因此，当 时， ，即T关于 单调递减。 当 时，经分析可得表4。 由表4可得， 在定义域内的值恒小于零。且当 时， ，因此，当 时， ，即T关于 单调递减。 当 时，同理可证明当 时， ，即T关于 单调递减。 综上即证明了当固定参数S，Q，r，且 时，T关于 单调递减。 命题4.4：当固定参数S，Q，r，且 时，T关于 先减后增，此时存在某一 使得T有最小值。 Table 4 The symbols o 当 时 当 时 当 时 的符号 的符号 ， ， ， 的符号 ， ， ， 表4. 的符号 证明：要证明T关于 的单调性，即对 的符号进行分析。仿照命题4.3的证明，令 ， ， 由(20)式可得 (24) 因为 ，所以 ， ，此时有 ，仍令 (25) 故只需要证明 在定义域内的最大值小于零。由(23) (22)式，对 的符号进行分析。 当 时，对 的符号进行分析，可得表5。 Table 5 The symbols o 当 时 当 时 当 时 的符号 在区间端点符号 ， 的符号 存在零点，记为 表5. 的符号 由表5的结果可将 的符号统计于表6。 Table 6 The symbols o 当 时 当 时 当 时 的符号 在区间端点符号 ， 的符号 存在零点，记为 表6. 的符号 由表6可得，当 时， ； 时， 。即当 时， ，T关于 单调递减；当 时， ，T关于 单调递增；当 时， 。因此，存 在某一 使得T有最小值。 当 时，同理可证明存在某一 使得T有最小值。 综上，当固定参数S，Q，r且 时，存在某一 使得T有最小值。这说明当借贷人资产减少到某一域值时，由于初始时刻的资产小于贷款额度，若再增加还款强度，还款速率将大于借贷人资产的增长速率，使得借贷人最终无法还清贷款，还款期限趋于正无穷。
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user: 5. 数值计算与作图 经过以上的分析和计算，得到了借贷人期望还清贷款所需时间T的表达式。下面通过选取适当的参数，利用数值求解方法 [ 14 ]，求解期望还清贷款时间T的数值解，并作出各个参数与T的关系图，从图中分析各个参数对T的影响。这里借贷人初始时刻资产S与贷款额度Q的单位为元，时间T的单位为年。 5.1. 时T的性质分析 图1是期望还清贷款的时间T与借贷人贷款额度Q的关系曲线。取参数 ， ， ， ，自变量Q的变化区间为[100000， 150000]。当固定参数S，r，q， 时，T关于Q单调递增，见图1。这与前面参数分析的结果是一致的。在其他条件不变的情况下，借贷人的贷款额度越大，还清贷款所需要的时间就越长，这与实际是相符的。 图1. 贷款额度对贷款还清时间的影响 图2是借贷人初始时刻资产S与贷款还清时间T的关系曲线。取参数 ， ， ， ，自变量S的变化区间为[150000， 250000]，取步长为1000。当固定参数Q，r，q， 时，T关于S单调递减，见图2。这与前面参数分析的结果是一致的。当还款比例一定时，借贷人资产越多，每次的还款额就越多，还清贷款所需要的时间就越短。 图3是当 时还款强度与贷款还清时间的关系曲线。取参数 ， ， ， ，自变量 的变化区间为[0.1， 0.9]，步长为0.01。当固定参数S，Q，r，q且 时，T关于 单调递减，见图3。这与前面参数分析的结果是一致的。若初始时刻的资产大于贷款额度，随着还款强度的增大，还清贷款所需要的时间就越短。 图2. 初始资产对贷款还清时间的影响 图3. 还款强度对贷款还清时间的影响 图4是期望还清贷款的时间T与借贷人贷款利率q的关系曲线.取参数 ， ， ， ，自变量q的变化区间为[0.035， 0.2]。当固定参数S，Q，r， 时，T关于q单调递增，见图4。这与前面参数分析的结果是一致的。在其他条件不变的情况下，贷款利率越大，还清贷款所需要的时间就越长，这与实际是相符的。 5.2. q = 0时T的性质分析 图5是期望还清贷款所需时间T与借贷人贷款额度Q的关系曲线。取参数 ， ， 。自变量Q的变化区间为[100000， 150000]。当固定参数S，r， 时，T关于Q单调递增，见图5。这与前面参数分析的结果是一致的。在其他条件不变的情况下，借贷人的贷款额度越大，还清贷款所需要的时间就越长，这与实际是相符的。 图4. 贷款利率对贷款还清时间的影响 图5. 贷款额度对贷款还清时间的影响 图6是借贷人初始时刻资产S与贷款还清时间T的关系曲线。取参数 ， ， ，自变量S的变化区间为[150000， 250000]，取步长为1000。当固定参数Q，r， 时，T关于S单调递减，见图6。这与前面参数分析的结果是一致的。当还款比例一定时，借贷人资产越多，每次的还款额就越大，还清贷款所需要的时间就越短。 图7是当 时还款强度与贷款还清时间的关系曲线。取参数 ， ， 。自变量 的变化区间为[0.01， 0.9]，取步长为0.001。当固定参数S，Q，r且 时，T关于 单调递减，见图7。这与前面参数分析的结果是一致的。若初始时刻的借贷人资产大于贷款额度，随着还款强度的增大，还清贷款所需要的时间就越短，这与实际也是相符的。 图8是当 时还款强度与贷款还清时间的关系曲线。取参数 ， ， ， 图6. 初始资产对贷款还清时间的影响 图7. S > Q时还款强度对贷款还清时间的影响 图8. S < Q时还款强度对贷款还清时间的影响 自变量 的变化区间为[0.01， 0.135]，取步长为0.001。当固定参数S，Q，r且 时，T关于 先减后增，见图8。这与前面参数分析的结果是一致的。若初始时刻借贷人资产小于贷款额度，则当借贷人资产减少到某一域值时，再增加还款强度，会导致还款速率大于资产的增长速率，使得借贷人最终无法还清贷款，还款期限趋于无穷。此时，存在某一 使得T有最小值，这与实际是相符的。
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user: 6. 总结 在本文中，针对一类具有随机性的资产或收益的借贷人，我们设计了一种新的贷款还款方式，该贷款的还款强度依赖于借贷人的资产变动，带来了还清贷款所需时间的不确定性。对于这类贷款的价值，我们建立了数学模型，得到了剩余贷款的期望价值和期望还清贷款所需时间的表达式。 期望还清贷款所需时间与贷款额度，借贷人初始资产，贷款利率，无风险利率以及还款强度有关。贷款额度越大，期望还清贷款所需的时间越长；初始时刻借贷人资产越多，期望还清贷款所需的时间越短；贷款利率越高，期望还清贷款所需的时间越长；无风险利率越高，期望还清贷款所需的时间越短；期望还清贷款所需时间与还款强度的关系则需要分情况讨论，当初始资产大于贷款额度时，还款强度越大，期望还清贷款所需要的时间越短；当初始资产小于贷款额度时，存在一种还款方式，使还清贷款所需要的时间最短。结果如表7： Table 7 T relationship with parameter 参数 S Q q r T与各参数的关系 单调递减 单调递增 单调递减 单调递增 依情况 表7. T与各参数的关系 最后进行了数值求解与作图，从图中分析了各个参数对期望还清贷款所需时间的影响。
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user: 摘 要 CSS + Div是当前网页设计中实现页面布局的常用技术，可以实现页面代码更少，读取速度更快，更新更容易，页面布局效果更丰富。本文通过举例，给出使用CSS + Div技术，通过Div标签宽度的数值设置，等比例设置，绝对定位法和改进浮动法设置实现固定宽度和变宽度网页布局的使用方法和注意事项，到达掌握的目的。 关键词 :CSS，Div，固定宽度布局，变宽度布局，等比例，改进浮动法 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 基于CSS + Div的排版是当前网页设计中实现页面布局的常用技术。它使用
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user: 2. 使用举例 2.1. 固定宽度布局 一般情况下，此类页面布局的列都有固定的宽度，在这里以经典的三行两列宽度固定布局为例讲解固定分栏布局。 例题1：完成页面，效果如下图1。 图1. 网页布局1 对应的主要代码如下： 固定宽度布局 分析：可以看到这是一个三行两列宽度固定布局。所有div元素宽度固定，页面显示效果固定不变，不会随着浏览器窗口大小变化而变化。 如上例，在浏览器窗口变小的情况下，显示如下图2所示，内容不能完整显示。 图2. 网页布局2 使用固定宽度布局实现的页面布局，在浏览器窗口大小变化的情况下，不能看到页面的完整结构 [ 2 ]，而使用变宽度布局方式可以弥补这个缺陷。 2.2. 变宽度布局 变宽度布局，可以使内容的整体宽度随浏览器窗口宽度的变化而同步变化 [ 3 ]。宽度变化有两种不同的情况，这里以两列为例。一种情况是两列按照一定比例同时变化的，另一种情况是一列固定，另一列变化宽度。 1) 等比例变宽布局 等比例变宽布局是各个Div区域的宽度会等比例适应浏览器窗口。 例题2：完成页面，效果如下图3，图4所示。 图3是大浏览器窗口下显示效果，图4是小浏览器窗口下显示效果。 在例题1的基础上，修改代码如下： 图3. 网页布局3 图4. 网页布局4 #container { width: 80%;/*删除固定宽度，改为比例宽度*/ margin:0 auto; } #header { ……/*与前面相同*/ } #mainbox { float: left; width: 66.9%;/*删除固定宽度，改为比例宽度*/ background-color: #0FF; } #sidebox { float: right; width: 33%;/*删除固定宽度，改为比例宽度*/ background-color: #FF0; } #footer { …… /*与前面相同*/ } ……/*其余部分与上一例题相同*/ 分析：在这个页面中，以比例宽度代替固定宽度，实现页面随浏览器窗口大小等比例变化。网页内容的宽度为浏览器窗口宽度的80%，页面中左侧和右侧的宽度保持在2:1的比例，可以看到无论浏览器窗口如何变化，它们都会等比例变化 [ 4 ]，如上图3是大浏览器窗口下显示效果，上图4是小浏览器窗口下显示效果。 2) 单列变宽布局 单列变宽布局是指单列宽度变化，而其他列保持不变，可以使用绝对定位法和改进浮动法实现 [ 5 ]。 例题3：使用绝对定位法完成单列变宽布局页面 [ 6 ]，结果如下图5，图6所示。 图5. 网页布局5 图6. 网页布局6 在上例的基础上，修改代码如下： #container { width: 80%;/*设置总宽度80%，这样总宽度会随浏览器窗口变化*/ margin:0 auto; position:relative;/*设置为相对定位属性，使它成为其里面列的定位基准*/ } #mainbox { /*删除宽度设置*/ float: left; background-color: #0FF; margin-right:300px; /*设置右外边距，使它不会与sidebox列重叠*/ } #sidebox { position:absolute;/*设置为绝对定位属性*/ top:30px; /*设置其紧贴container的上部*/ right:0; /*设置其紧贴container的右侧*/ width:300px; /*设置宽度为固定值*/ background-color: #FF0; } 分析：在这个页面中，实现了右侧列单列宽度固定，而左侧列变化宽度的布局样式。可以看到上图5是大浏览器窗口下显示效果，上图6是小浏览器窗口下显示效果，右侧列宽度不变，左侧列随浏览器窗口大小而变化。 这种方式有种缺陷，当固定宽度列的高度大于活动列的高度时，会使固定宽度列与页脚部分重叠 [ 7 ]。如下图7所示。 图7. 网页布局7 解决方法是设置变宽度列的高度是最高的，就不会出现重叠现象。如上例题，将mainboxde的高度属性设置的足够大，就不会出现内容重叠了。效果如下图8所示。 以上页面的功能也可以使用改进浮动法实现，核心问题是实现变宽度列mainbox的宽度等于“100%-固定宽度列sidebox宽度”。 例题4：使用改进浮动法完成单列变宽布局页面 [ 8 ]，效果如图5，图6所示。 主要代码如下： 分析：通过在可变宽度列mainbox的外面又套了一层Div，即conternwrap标签，设置宽度为100%，设置margin-right的值为负的固定宽度列sidebox宽度数值，同时再将变宽度列mainbox的margin-right的值的设置为正的固定宽度列sidebox宽度数值，实现了mainbox列的“100%-固定宽度列sidebox宽度数值”的宽度。最大好处是可以不用考虑各列的高度，通过footer的clear属性设置，保证了不会发生重叠现象 [ 9 ]。
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user: 3. 总结 通过以上的例题和分析可以得出如下结论：固定宽度页面布局需要指定列的宽度，变宽度页面布局可以根据需要设置列的宽度比例，采用绝对定位法或改进浮动法来实现 [ 10 ]。
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user: 4. 结束语 本文对固定宽度页面布局和变宽度页面布局进行了举例和分析，深入剖析了使用CSS + Div如何固定宽度和变宽度，通过设置Div的宽度，采用数值单位设置可以实现固定宽度布局，采用等比例单位设置，绝对定位法或改进浮动法设置可以实现变宽度布局设置，在实际应用中，根据设计需求，采用不同的布局模式，设计出符合要求的页面布局，进而达到熟练掌握的目的。
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user: 摘 要 “一带一路”建设近年来取得巨大成效，研究“一带一路”沿线国家干旱与商品贸易关系对沿线各国经济贸易发展具有十分重要的意义。基于交叉小波法研究“一带一路”沿线国家干旱与商品贸易的相关性，分析各国贸易发展潜力。结果表明：“一带一路”倡议提出后，中国与东亚、中亚地区人均GDP实现同步增长模式；新亚欧大陆桥、中国–中亚–西亚经济走廊沿线国家干旱与贸易存在显著相关性；新亚欧大陆桥和中国–中亚–西亚经济走廊沿线国家两条经济走廊的经济和贸易发展得到了显著提升，在未来“一带一路”倡议实施过程中具有极大的发展潜力。 关键词 :一带一路，干旱指数，商品贸易，交叉小波 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 自2013年9月和10月习近平总书记出访中亚四国和印度尼西亚分别提出建设“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”构想以来 [ 1 ]，“一带一路”建设近年来无论是从双边合作还是国际影响力都取得了快速发展。“一带一路”倡议以它广阔的覆盖面、切实的政策以及共建和平与发展新常态的美好愿景为依托，逐渐彰显出蓬勃的生命力。 而“一带一路”沿线国家由于其地理区位和自然条件等因素的不同，经济发展和商品贸易状况也会有所差异。而干旱指数作为一个重要的气候指标，研究其与各国贸易之间的关系，具有十分重要的现实意义 [ 2 ]。国内外学者分别从资源禀赋 [ 3 ] [ 4 ] 、干旱化时空分布 [ 5 ] 、干旱化特征 [ 6 ] 等不同角度对“一带一路”沿线国家进行了相关研究。不过，由于研究起步较晚，对于“一带一路”沿线国家干旱程度与贸易之间的关系、“一带一路”沿线国家投资环境分析等问题尚未完全揭示。鉴于此，本文从“一带一路”沿线干旱与贸易发展关系的角度入手，通过收集“一带一路”沿线各国经济贸易数据、计算各国SPI干旱指数，定量揭示“一带一路”沿线国家干旱与贸易关系，从而分析“一带一路”沿线经济走廊的发展现状与未来潜力。
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user: 2. 研究方法与数据来源 2.1. 研究区概况 “一带一路”是一个开放式的国际经济合作区域，自“共建一带一路”倡议提出以来，对于“一带一路”并没有一个严格统一的范围 [ 1 ]。本文在参考CHINA GO ABROAD官网对于一带一路的界定的基础上，将沿线国家确定为除中国以外的65个国家。一带一路到达的地区覆盖了东亚、东盟、中亚、西亚、南亚、独联体和中东欧等地区，具体国家详见表1。 本文对于这七大区域的研究将从各地区中选出一个具有代表性的国家展开具体分析，通过对一个国家的研究，分析这一地区及所处经济走廊的经济贸易发展状况。其中，东亚所选研究对象为蒙古，而蒙古也是中蒙俄经济走廊的重要国家；独联体所选研究对象为俄罗斯，俄罗斯同时处于中蒙俄经济走廊和新亚欧大陆桥两大经济走廊的交点处；中东欧所选的研究对象为波兰，波兰同样在新亚欧大陆桥沿线；中亚所选的研究对象为哈萨克斯坦，西亚所选研究对象为土耳其，两国均在中国–中亚–西亚经济走廊沿线；南亚所选的研究对象为印度，是孟中印缅经济走廊沿线的重要国家；东盟所选的研究对象是新加坡，位于中国–中南半岛经济走廊沿线。 Table 1 Countries along the Belt and Roa 七大区域 主要国别 东亚 蒙古 东盟 新加坡、马来西亚、印度尼西亚、缅甸、泰国、老挝、柬埔寨、越南、文莱、菲律宾 中亚 哈萨克斯坦、乌兹别克斯坦、塔吉克斯坦、土库曼斯坦、吉尔吉斯斯坦 西亚 伊朗、伊拉克、土耳其、叙利亚、约旦、黎巴嫩、以色列、巴勒斯坦、沙特阿拉伯、也门、阿曼、 阿联酋、卡塔尔、科威特、巴林、希腊、塞浦路斯、埃及 南亚 印度、巴基斯坦、孟加拉、阿富汗、斯里兰卡、马尔代夫、尼泊尔、不丹 独联体 俄罗斯、乌克兰、白俄罗斯、格鲁吉亚、阿塞拜疆、亚美尼亚、摩尔多瓦 中东欧 波兰、立陶宛、爱沙尼亚、拉脱维亚、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亚、克罗地亚、波黑、 黑山、塞尔维亚、罗马尼亚、保加利亚、马其顿、阿尔巴尼亚 表1. “一带一路”沿线国家 2.2. 数据来源 本文所需要的数据主要包括沿线国家的人口比例数据，GDP增长率、人均GDP等经济数据，商品进出口及商品贸易所占GDP比例等贸易数据，沿线各国干旱指数数据。其中，沿线国家的人口比例数据，GDP增长率、人均GDP等经济数据，商品进出口及商品贸易所占GDP比例等贸易数据来源于世界银行世界发展指标数据库，并通过计算得出各国SPI干旱指数。所有数据时间范围均为1992年至2018年；而最后用于潜力评价的双边贸易数据来源于中国一带一路网时间范围为2014年至2017年。 2.3. 研究方法 本文以分区为研究单元，在每个分区中选择一个代表性国家作为研究对象。首先，对中国的人口比例数据，GDP增长率、人均GDP等经济数据，商品进出口及商品贸易所占GDP比例等贸易数据做变异点分析 [ 7 ] 与趋势分析 [ 8 ]；其次，通过交叉小波分析法分析中国与沿线各国经济的相关性 [ 9 ] [ 10 ]；最后，通过交叉小波分析法分析各国贸易发展与SPI干旱指数 [ 5 ] 的相关性。通过以上相关结果，分析“一带一路”沿线各国的经济贸易与干旱指数的相关性。 2.3.1. 变异点分析方法 本文在做变异点分析时采用启发式分割算法(BG算法)，用于处理非线性非平稳序列的均值变异点，该法是一种检测非线性、非平稳时间序列的有效方法。 一般而言，l 0 的取值不小于25，P 0 可取0.5~0.95。通过改变l 0 和P 0 ，可以实现对序列不同尺度的变异检测。一带一路沿线国家数据序列长度为27，可用该方法分析中国人口、经济和贸易序列的变异，详细计算过程可以参考文献 [ 7 ]。 2.3.2. 趋势分析方法 在时间序列趋势分析中，Mann-Kendall趋势检验法(以下简称M-K趋势检验法)是世界气象组织积极推荐的一种非参数检验法。Z的绝对值大于或等于2.32、1.64、1.28，表示通过置信度分别为99%、95%以及90%的显著性检验水平，详细计算过程可以参考文献 [ 8 ]。 2.3.3. 交叉小波变换分析 交叉小波用于分析两个序列间在时频域内的关系，这里采用Morlet小波。两个时间序列x(t)和y(t)之间交叉小波谱(XWT)定义为： W XY ( α ， τ ) = C X ( α ， τ ) C Y ∗ ( α ， τ ) 式中：C X (ɑ，τ)为序列x(t)小波变换系数， C Y ∗ 为序列y(t)小波变换系数的复共轭。详细计算过程可参见文献 [ 9 ]。 交叉小波能量谱能够反映两个序列经过小波变换后的相同能量谱区域，从而揭示两序列在不同时频域上相互作用的显著性。小波凝聚谱能够反映两个小波变换在时频域中的相干程度。 2.3.4. SPI干旱指标的计算 干旱指标是研究干旱气候的基础，也是衡量干旱程度的标准，本文选取Mckee等在研究美国科罗拉多干旱状况时提出的标准化降水指标SPI (Standard Precipitation Index)。该指标具有只需较长时间的降水量资料，消除了降雨时空差异，对干旱变化反应敏感，适用于多时间尺度等优点。用合适的分布函数去拟合某一时间尺度的降雨，是SPI值计算的核心。 具体的计算方法见文献 [ 5 ]。通过标准正态化后，如果计算得到的SPI < 0，则表示该国当年的SPI值相对于序列同期平均水平较低，即出现干旱情况；反之，则呈现湿润特征。
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user: 3. 结果分析 3.1. 中国人口、经济与贸易变异点和趋势分析 3.1.1. 变异点分析 使用启发式分割法对中国1992~2018年公27年的人口比例、经济和贸易发展的资料序列进行分析，得到的T(t)序列与时间变化的折线图，见图1。 1) 从启发式分割法对中国27年的人口序列进行突变检测，取P 0 = 0.90。由图2(a)可知，在T1 = 2003年，T2 = 2002年，T3 = 2009年三个时间点，分别对应着0~14岁人口(占总人口百分比)、15~64岁人口(占总人口百分比)、65岁及65岁以上人口(占总人口百分比)三个序列的较为显著的变异点，其显著水平分别为： P ( T max ) = 1 > P 0 ， P ( T max 2 ) = 1 > P 0 和 P ( T max 3 ) = 0.999998 > P 0 。综上所述，中国1992~2018年的人口时间序列中，0~14岁人口(占总人口百分比)、15~64岁人口(占总人口百分比)、65岁及65岁以上人口(占总人口百分比)序列分别在2003年、2002年和2009年发生较为显著的突变。 2) 由图2(b)可知，在T 1 = 2011年，T 2 = 2010年两个时间点，分别对应着GDP增长率和人均GDP两个序列的较为显著的变异点，其显著水平分别为：P(T max1 ) = 0.998011 > P 0 和P(T max2 ) = 1 > P 0 。综上所述，中国1992~2018年的经济时间序列中，GDP增长率和人均GDP序列分别在2011年和2010年发生较为显著的突变。 3) 由图2(c)可知，在T 1 = 2007年，T 2 = 2002年和T 3 = 2007三个时间点，分别对应着商品进口、商品贸易(占GDP百分比)和商品出口三个序列的较为显著的变异点，其显著水平分别为：P(T max1 ) = 0.999999 > P 0 、P(T max2 ) = 0.973755 > P 0 和P(T max3 ) = 0.999999 > P 0 。综上所述，中国1992~2018年的贸易 图1. 1992年~2018年中国人口、经济与贸易变化趋势 图2. 1992年~2018年中国人口、经济和贸易突变图 时间序列中，商品进口、商品贸易(占GDP百分比)和商品出口序列分别在2007年、2002年和2007年发生较为显著的突变。 3.1.2. 趋势性分析 M- K趋势检验结果(见表2)表明，中国人口时间序列中，在99%的显著性水平下，0~14岁人口(占总人口百分比)呈显著下降趋势，15~64岁人口(占总人口百分比)和65岁及65岁以上人口(占总人口百分比)均呈增加趋势。中国经济时间序列中，在99%的显著性水平下，GDP增长率(年百分比)呈显著下降趋势，人均GDP呈显著上升趋势。中国贸易时间序列中，在99%的显著性水平下，商品进口和商品出口呈显著上升趋势；而商品贸易占GDP的百分比呈上升趋势，显著性较弱。 Table 2 Analysis results of China’s population， economy and trade trend 指标 Z 趋势 是否显著 0~14岁的人口(占总人口的百分比) −6.7961 下降 是 15~64岁的人口(占总人口的百分比) 4.628 上升 是 65岁和65岁以上的人口(占总人口的百分比) 7.2964 上升 是 GDP增长率(年百分比) −3.4189 下降 是 人均GDP(现价美元) 7.2964 上升 是 商品出口(现价美元) 6.9629 上升 是 商品贸易(GDP的百分比) 0.16678 上升 否 商品进口(现价美元) 6.7544 上升 是 表2. 中国人口、经济、贸易趋势分析结果 中国的人口变化趋势(图3(a))表明，自2002年开始，中国逐渐开始了人口老龄化的进程，到2009年，65岁及65岁以上人口所占比例变化趋势发生了突变，老龄化进程加快；中国的经济发展趋势(图1(b))表明，自2011年开始，GDP增长率发展趋势显著下降，GDP增长逐渐趋于平缓，与此同时，人均GDP显著增长，综上，中国的经济正逐步实现又好又快发展，人民生活质量显著提高；中国的贸易变化趋势(图1(c))表明，中国的商品进出口发展趋势大致相同，自2007年开始，商品进出口增长速度明显加快，商品贸易在GDP中的占比也稳步提升，自2013年“一带一路”战略提出后，商品进出口又迎来一次大幅度提升，这与我们研究的问题也基本吻合。 3.2. 中国与沿线各国经济相关性分析 本文在研究中国与其他七国的经济相关性过程中，只展示出相关性显著的中国与蒙古、中国与哈萨克斯坦两组交叉小波图。图4展示了中国与蒙古、哈萨克斯坦人均GDP的交叉小波能量谱和交叉小波凝聚谱。交叉小波能量谱显示中国与蒙古人均GDP存在2个共振周期，分别为：1) 2~7年左右(1992~1998)的周期，高能量区主要集中在1992年前后；位相差表明中国与蒙古人均GDP变化表现为由负相关到正相关的转变；2) 1~5年(2015年至今)的周期，高能量区主要集中在2015年前后，中国与蒙古人均GDP变化表现为正相关。中国与哈萨克斯坦人均GDP存在2个共振周期，分别为：1) 2~7年左右(1992~1998)的周期，高能量区主要集中在1992年前后；位相差表明中国与哈萨克斯坦人均GDP变化表现为由近似正相关的转变；2) 1~5年(2015年至今)的周期，高能量区主要集中在2015年前后，中国与哈萨克斯坦人均GDP变化表现为正相关。 图3. 中国与蒙古、哈萨克斯坦人均GDP交叉小波凝聚谱(a)，(b) 图4. 俄罗斯、哈萨克斯坦、土耳其商品贸易与SPI干旱指数交叉小波凝聚谱(a)，(b)，(c) 交叉小波凝聚谱显示，中国与蒙古和哈萨克斯坦人均GDP在0~5年尺度的共振周期内均存在正，高能量区分布和相位角方向都非常接近。两国的人均GDP在2013年前后发生突变，在高频区两国的周期波动也基本一致。 结合中国与蒙古、哈萨克斯坦人均GDP的交叉小波能量谱和交叉小波凝聚谱，可以发现：1) 中国与蒙古和哈萨克斯坦人均GDP变化存在1~5 a的显著性的共振周期。2) 进入2015后，中国与蒙古和哈萨克斯坦人均GDP呈现显著正相关，说明2015以来两国经济发展密切相关，由于“一带一路”倡议的提出，东亚与中亚地区的人均GDP快速增长。 3.3. 沿线各国干旱指数与商品贸易相关性分析 通过对连续小波变换后的系数进行交叉小波变换和小波相关变换，对各国的SPI干旱指数和商品贸易相互间的小波凝聚谱进行分析，运用标准谱进行显著性检验，结果如图4所示，图4中箭头方向反映SPI干旱指数和商品贸易之间的相位关系，其中由左向右的箭头(→)表示两者变化同相位，呈正相关关系；由右指向左的箭头(←)表示反相位，呈负相关关系；而垂直向下(↓)和垂直向上(↑)分别表示SPI干旱指数的小波变换提前和落后商品贸易1/4个周期，呈非线性相关。 由图4所示，2013年以后俄罗斯、哈萨克斯坦、土耳其商品贸易与SPI干旱指数之间显著相关，其中俄罗斯和土耳其呈正相关，而哈萨克斯坦则呈负相关；俄罗斯SPI干旱指数变换提前于商品贸易变换，哈萨克斯坦和土耳其SPI干旱指数变换均滞后于商品贸易变换，存在非线性关系。
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user: 4. 结论与讨论 本文系统分析了“一带一路”对中国的人口、贸易、经济的影响及沿线国家干旱指数和商品贸易的相关性，揭示了“一带一路”倡议实施以来中国与沿线国家人均GDP变化的相关性，所得主要结论如下： 1) 基于变异点分析和趋势分析，中国人口自2002年开始，逐渐有了老龄化的趋势，但2010年开始，这种趋势得到缓和，青壮年仍保持增长趋势；人均GDP保持稳步增长，同时GDP增长率开始下降，经济发展稳中求进；“一带一路”战略提出以来，又一次刺激了商品进出口，商品进出口总额显著上升。 2) 基于交叉小波对中国与沿线各国人均GDP的关系研究，“一带一路”沿线国家中，自“一带一路”倡议提出以来，中国与东亚、中亚地区人均GDP实现同步增长模式，这一倡议对中亚、东亚地区的经济发展促进作用尤为显著。 3) 基于交叉小波对沿线各国干旱与商品贸易的关系研究，“一带一路”沿线国家中，自“一带一路”倡议提出以来，新亚欧大陆桥、中国–中亚–西亚经济走廊沿线国家干旱与贸易均存在显著相关性，表现为气候越湿润，商品贸易发展状况随之提升。 4) 综上所述，“一带一路”倡议下，新亚欧大陆桥和中国–中亚–西亚经济走廊沿线国家两条经济走廊的经济和贸易发展得到了显著提升，在未来“一带一路”倡议实施过程中具有极大的发展潜力。 基于数据的可获取性，本文仅对“一带一路”沿线部分国家的干旱程度与商品贸易所占GDP百分比变化的相关性进行分析，而没有进行商品贸易总额分析。此外本文仅是从干旱程度的视角进行“一带一路”各经济走廊贸易发展潜力分析，而各经济走廊潜力评价是一个复杂的科学研究，选区研究、自然因素、经济实力等因素都会影响区域贸易发展潜力，未来需要加大对数据的收集力度，从不同方面多角度深入综合分析“一带一路”沿线国家的贸易环境。