DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 5. 结束语 本文根据电动汽车的行驶工况以及设计需求提出了一套电动汽车热泵空调系统匹配设计方案，主要包括汽车热负荷以及主要零部件的主要参数匹配方法，为了验证该方法的可靠性，设计并搭建了一套电动汽车热泵空调系统，在环境模拟实验室内模拟设计工况，对本系统的制热性能进行实验验证，并与设计目标进行对比和分析。结果表明：实验结果与设计目标基本吻合，误差在5%以内，由此可见本文提出的电动汽车热泵空调系统匹配设计方法结合了汽车的行驶状态以及工作环境，适用于基础的电动汽车热泵空调系统，为电动汽车热泵空调系统的设计提供了可靠的方法和思路。
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user: 摘 要 以乳山市某康养山庄规划为例，以农旅融合为指导基础切入，从产业融合、功能融合、空间布局、重点项目打造以及运营管理等方面进行研究和实践，为传统农旅融合模式的转型发展提供理论支撑和有效路径，也为相关休闲康养机构的转型与重构提供借鉴与参考。 关键词 :农旅融合，康养，发展策略 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. 农旅融合的内涵 农旅融合从广义来看就是指农业与旅游业之间的融合。是指在一定的环境、产业与消费基础条件下，受到市场需求与政策等因素的作用，政府、企业、农户等利益主体为实现经济、社会、生态、文化等效益而进行的地区农业旅游资源开发、产品生产、市场营销、空间布局以及运行管理过程的总称 [ 1 ]。 农业旅游是在近些年随着农业经济的发展出现的一种新型旅游形式，是将传统的农耕文化与旅游业相结合的产物，是利用农业景观、农业文化、农业产品等农村特色吸引游客休闲度假、游览消费的一种新型农业经营形态，通过资源整合、空间优化、布局调整、业务拓展、品牌创优等手段，依托现代农业发展和新农村建设两大载体，全面提升农业旅游产业 [ 2 ]。 推动农业与旅游业互相融合的因素主要有两个：一、随着当今时代的发展与社会的进步，以满足基本需求为主的传统农业发展方式已不能满足人们全方位的发展需求，因此对于农业产业结构转型升级提出新要求，尤其在农业功能拓展、农业发展创新、政策保障支持等方面的转变提升更是迫在眉睫 [ 3 ]；二、现代人在生活中、工作中压力日趋增大，压力的增加导致了旅游需求的新变化，减轻自身压力、享受多样化与个性化的休闲空间，返朴归真、回归田园的愿望日益强烈，进而促进了旅游形式的升级和旅游产品的更新换代。由此可见，驱使农业和旅游业寻求融合发展的动力主要来自供给和需求两个方面。
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user: 2. 乳山市农旅融合发展中存在的问题 随着人们生活水平与经济水平的提高，人们对于旅游需求呈现出多样化和个性化的发展趋势，近些年乡村振兴战略的深入推进，更是推进我国农业休闲观光、乡村生态旅游蓬勃发展。在此时代背景下，乳山市充分挖掘当地乡村旅游资源，借助以农促旅、以旅兴农而实现以旅富农的最终目标，都对农旅融合发展的深度和广度提出了进一步要求。然而，收到种种因素的制约，目前当地农旅融合仍然存在一些问题 [ 4 ]。 2.1. 发展形式单一，理念滞后 农旅融合模式在乳山地区虽然出现较早，但从其形式和规模上来看都较为简单。主要以农家乐以及乡村旅游的形式出现，并且可参与游玩的项目也比较少，多数项目为照搬或简单嫁接，娱乐项目普遍采取“农业 + 观光”的形式，即采摘、垂钓、农家乐等方式 [ 5 ]，结合层次低，没有充分发掘地方特色与地域文化，缺乏亮点。无论从深度或是广度上来看，目前农旅融合的发展形式都有待提高。 某些地区对于发展农业旅游的热情虽然较高，但是没有系统的规划和科学的理论指导，前期规划和整体设计与实际存在偏差，重视经济发展，轻生态保护，对自然生态造成不可逆的伤害，盲目开发，农业旅游无序发展，市场混乱。 2.2. 缺乏特色项目，千篇一律 目前农旅融合项目普遍趋于大众化，缺乏地方特色，在农事体验、传统饮食、农耕文化等方面的深度挖掘不足，高、精、特、新项目较少，导致知名度不高，缺乏影响力。农旅融合的层级较低，不能发展形成产业，为当地创造的价值有限，同质化问题突出，农旅融合的有效性较低，对于资金和项目扶持的吸引度也不高，产品开发升级迟缓，缺乏具有特德、优势明显的品牌，市场竞争力不强。产业链条短，产业附加值较低，农产品很难有效的转化为旅游产品，因此，旅游对农业的带动能力有限。 2.3. 市场监管不力，秩序紊乱 从经营层面来看，农旅融合的经营主体主要是农民，休闲农业的主要类型主要是农民为经营主体的农家乐这一传统形式，受农户自身管理能力有限、缺乏科学规划、资本投入不足等条件的限制，导致农业旅游的层次较低、规模受限、重复性建设较多，很难满足中高端消费的市场的需求。除此之外，休闲农庄等规模化的经营主体以工商资本为主，个别地方出现工商资本借发展农业之名乱占耕地的现象，容易导致恶性竞争和无序发展，需加以规范和引导。 2.4. 体制机制落后，发展不均 受到种种条件的制约，农旅融合的体制机制、管理机制、分配机制、利益联结机制还不完善，在某些发展旅游的乡村，规模大、名气大的农庄主要是由外来投资，相当一部分增值收益被外地人拿走，当地人就业机会有限，获得收益较少个别地方甚至出现外来工商资本排挤当地农户的现象，农户只能进行简单的农业生产却没有从旅游开发中获得相应的收益。由于各地区经济水平、地方特色的差异导致旅游发展水平不均衡，还存在各自为政、管理混乱、扰乱市场等现象，对于农旅融合进程的发展与体制机制的形成产生极大障碍。
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user: 4. 结论 我国经济社会发展进入新时代，农村改革发展进入新的阶段，推进农旅融合发展美丽经济，符合我国经济社会发展规律与发展趋势、要求。推进农旅融合发展，对于深入实施乡村振兴战略、推进农业转型升级、实现农民增收具有重要的意义。将农业与旅游相结合，发挥农业的基础作用，依托农旅融合打造“田园+康养”这一新模式，为传统农旅融合的转型发展提供理论支撑和有效路径，也为相关休闲康养机构的转型与重构提供借鉴与参考。
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user: 摘 要 针对发动机冷却风扇结构变形影响其气动性能问题，通过ANSYS workbench分别采用双向流固耦合法与多重参考系法(MRF)对一款发动机冷却风扇在不同流量下进行仿真计算分析。得到风扇气动性能对比曲线以及不同流量下的叶片压力分布与叶片变形量，分析叶片变形对仿真结果的影响。结果表明：考虑耦合作用后的叶片压力分布更均匀；转速一定的条件下风扇的变形量随着流量的增大先减小后增大，最大变形位置位于叶片前缘叶尖处；双向流固耦合法计算的仿真值与试验值更吻合，验证了流固耦合方法在风扇性能计算中的优越性。 关键词 :发动机冷却风扇，有限元仿真，流固耦合，叶片变形 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 轴流式风扇具有驱动风量大、工作效率高、结构简单等特点被广泛应用于发动机冷却系统。发动机冷却风扇工作在高压比、高转速、高负荷的复杂环境中，风扇叶片会产生一定程度的变形，这些变形会改变空气流动，从而影响风扇的气动性能。目前对冷却风扇气动性能分析多采用多重参考系法，其作为定常计算并不能真实模拟风扇实际工作状态，为克服这一缺点，本文采用流固耦合方法对风扇进行数值模拟计算。 国内外许多学者对流固耦合这一方法进行了大量的研究，周忠宁等 [ 1 ] 对流固耦合的叶片振动力特性进行了分析，结果表明在旋转预应力与耦合场的作用下，叶片模态频率与振型发生明显改变。Bazilevs Y. [ 2 ] 等借助流固耦合法对风力机叶片的疲劳强度进行了预测，得出风力机疲劳损伤位置一般出现在叶片前缘位置。Syed-shah Khalid等 [ 3 ] 采用CFX对风力机在不同风速下进行了双向流固耦合分析，结果表明无论是结构应力还是变形量双向流固耦合法计算的值均大于单向流固耦合计算值。Jo，Do-Youb Kim等 [ 4 ] 对某款风机借助单向流固耦合方法进行模拟计算，对风机叶片表面应力分布以及流线分布进行了分析。David W. [ 5 ] 对一款水平轴风力机的柔性叶片和刚性叶片分别进行了试验和数值仿真研究，结果表明无论是扭矩还是风能利用系数柔性叶片结果均大于刚性叶片。王军等 [ 6 ] 采用单向流固耦合法对空调轴流风机叶片的气动弹性进行了数值分析，结果表明刚化效应对风机自振频率有较大影响，风机自振频率随转速的增加而增大。张立茹等 [ 7 ] [ 8 ] 采用双向流固耦合法对实木材料和环氧树脂材料风力机叶片变形进行了相关研究，结果表明叶尖位置变形最大。谢军龙 [ 9 ] 等对空调外机旋转叶片进行流固耦合分析，得出考虑风轮材料对样机风轮变形有一定的影响，随着转速的增大，风压对叶片变形的影响变大。罗黎等 [ 10 ] 采用单向流固耦合理论，计算了在离心力与气动载荷的作用下轴流风扇的应力分布情况。 综上所述，双向流固耦合方法可以用于风扇气动性能的研究。许多学者已采用该方法对压气机 [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] 及风机转子 [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] 性能进行研究，但采用双向流固耦合法对发动机冷却风扇性能的研究相对较少。本文对发动机冷却风扇分别进行双向流固耦合法和多重参考系法仿真计算，并与试验对比分析。探究耦合作用下叶片变形对风扇气动性能的影响。
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user: 2. 发动机冷却风扇性能评价指标 根据发动机冷却风扇设计要求，主要通过风扇的静压及所消耗的功率和工作效率等参数来评价风扇的气动性能。发动机冷却系统的阻抗随着气体流量的变化而变化，因此静压、功率等性能参数也会有所改变。 如图1所示，风扇流量–静压曲线与冷却系统的阻抗曲线交点定义为风扇工作点，对应风扇在该系统中的工作功率及工作效率。在工作点附近的工作区域工作时风扇效率最高。因此在冷却系统匹配时应尽量避开小流量点和大流量点。在风扇气动性能试验中，可通过测量风室入口静压值得到风扇流量。具体计算如下： 图1. 风扇性能曲线与系统阻抗曲线匹配示意图 q m = π ∑ i = 1 n ( C i d i 2 4 ) 2 Δ p ρ (1) 其中： C i 为编号i喷嘴的排出系数。d i 为i喷嘴的管道直径，单位为m。ΔP是由压力计测出的前风室与后风室间的压差单位为Pa。ρ为风室内空气密度，单位为Kg/m 3 。 工作过程中风扇压力分为静压与动压，静压作为风扇气动性能有效参数在试验测量过程中采用测量监测面的静压值计算得到，静压计算公式具体如下： P S P = p 0 − ( p s p 0 + p d p 0 − Δ p ) = − p s p 0 − ρ 2 ( q A 0 ) 2 + Δ p (2) 其中p 0 为试验大气压，p sp 0 为监测面静压，p dp 0 为监测面动压， Δ p 进口到监测面间压力损失值，A 0 为监测面面积。 冷却风扇消耗的功率是指发动机传递给风扇的能量，可由发动机提供的输出功率计算得到，功率计算具体如下： P = T n 9550 (3) 其中T为冷却风扇扭矩单位为N·m，n为冷却风扇转速单位为rpm。 冷却风扇静压有效功率与风扇的输入功率之比为风扇静压效率，具体计算如下： η s t = q p s t 1000 P × 100 % (4) 一个高性能的发动机冷却风扇在实际工作中应是：在一定的静压下能够驱动更多的流量来保证发动机冷却系统的散热，同时其消耗的发动机功率也应尽可能的小，效率尽可能的高。
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user: 3. 冷却风扇性能试验与模型的确定 3.1. 冷却风扇性能测试方法 在国家标准《GB-T1236-2000工业通风机用标准化风道进行性能试验》 [ 17 ] 中选择规定的A型(自由进口–自由出口)风室装置对发动机冷却风扇性能进行试验，试验结构如图2所示。 试验装置主要由可变供气系统、前后风室及驱动电机组等部分组成。其中可变供气系统主要由节流阀1和辅助风机2组成；风室被分割成两个小风室分别为3和6，并用多个喷嘴5联通，两个风室里均设置了整流网分别为4和7用于梳理空气稳定流量，中间还设有两个压力计12、13用于测试风室内的压力与两个风室间的压差；驱动电机组主要包含驱动风扇的电机11与扭矩、速度传感器10；8为压力测量面用来监测静压。 图2. A型风扇性能测试装置结构示意图 3.2. 冷却风扇性能测试流程 在发动机冷却风扇的试验过程中，系统通过调节可变供气系统中的节流阀开度和辅助风机转速调节气体流量，控制喷嘴打开的个数调节其阻抗，通过从而得到以一定转速运转的风扇在不同流量点下的静压、功率及效率参数，最后拟合成发动机冷却风扇性能曲线。 发动机冷却风扇的常用材料为强度高抗冲击的塑料材料，本文选取一款直径为290 mm无环有轮毂的五叶片发动机冷却风扇为研究对象对其进行试验和仿真研究，试验中，选择上述A型试验装置，根据厂商要求，设定发动机冷却风扇转速为3000 rpm，对其在六个不同流量点进行试验计算。风扇结构参数具体如表1所示。 3.3. 冷却风扇性能计算的有限元模型建立 为准确模拟风扇试验过程，根据图2风扇性能试验台建立1:1有限元模型如图3所示。并对其细小结构进行了适当的简化处理，由于无法直接测试到风室的出口压力，故建立了一个流体流动区域进行流场分析和压力过渡。对流场进行分区化分，将整个流体域划分为旋转区、过渡区及静止区。利用Hypermesh软件对整个试验模型进行网格划分。由于固体域风扇模型是旋转对称且结构复杂，故采用切割法]将风扇模型切割为1/5进行非结构性网格划分，然后对网格进行轴向复制和旋转处理从而完成完整的风扇有限元模型。流体域采用非结构性网格对旋转区及过渡区进行划分，采用结构性网格对静止区进行划分。为节约计算资源节省计算时间本文对网格无关性进行了验证，对网格数量以及旋转区大小进行控制。由于风扇护风罩与叶尖间隙的大小对风扇性能有较大影响，旋转区域的设置也会影响计算结果，因此本文叶尖间隙设置与试验条件保持一致，旋转区尺寸为除风扇投影宽度外向轴向各延伸30 mm。经过多次计算得到风扇表面网格尺寸为3 mm左右，旋转区最大网格尺寸不超过10 mm时仿真结果稳定且有效。最终控制网格为固体域网格8.82万，旋转区域网格61.93万，过渡区域网格52.16万，进出口网格为27.3万。综上本文共采用1502100个网格单元对模型进行离散。 Table 1 Material parameters of fan mode 材料 密度/(kg∙m −3 ) 弹性模量/MPa 泊松比 PP 890 896 0.41 表1. 风扇模型材料参数 图3. 发动机冷却风扇性能计算有限元模型 3.4. 数值计算模型 模拟冷却风扇在流场中的工作过程时，流体流动在一定物理量上存在守恒。对于普通不可压缩的牛顿流体需满足以下： 连续性方程： ∂ ρ ∂ t + d i v ( ρ v ) = 0 (5) 动量方程： ∂ ( ρ v i ) ∂ t + d i v ( ρ v i v ) = ρ ( ∂ v i ∂ t + v i ⋅ g r a d v i ) (6) 能量守恒方程： ∂ ( T ) ∂ t + d i v ( v T ) = d i v ( k ρ c p g r a d T ) + S T ρ c p (7) 其中，v是流体流动速度，ρ是流体密度，c是比热，T为环境温度，k为传热系数，S为粘性力。
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user: 4. 风扇气动性能仿真分析 4.1. 多重参考系法 多重参考系法是一种稳态计算方法，精度能满足一般工业要求，对资源占用较少且节约计算时间，因此工程上常用此方法对风扇的性能进行预测。本段基于发动机冷却风扇有限元模型，借助Fluent软件对发动机冷却风扇气动性能进行多重参考系模型(MRF)的仿真计算分析，流场的边界条件及求解设置如表2所示。 Table 2 Boundary conditions and solution setting 边界条件设置 求解设置 边界名称 对应位置 设置对象 算法选取 质量流量边界 风室模型入口 参考系 MRF法 压力边界 风室模型出口 湍流模型 RNG κ - ε 内部边界 interface面；数据监测面 算法 SIMPLE算法 外部边界 壁面 求解器 分离式求解器 表2. 边界条件及求解设置 风扇的气动性能一般可由流量–静压曲线、流量–功率曲线、流量–效率曲线来表示。图4为转速为3000 rpm时不同流量下发动机冷却风扇性能参数的MRF仿真值与上文所得的试验值对比曲线。 图4. 风扇性能对比曲线 由图4风扇性能对比曲线可知MRF仿真计算得到的静压、功率、效率等性能参数值均与试验值吻合较好，三条仿真计算曲线与试验所得曲线在变化趋势上基本一致，只是在数值上有所差异。流量–静压曲线计算结果与试验结果比较接近，两者最大误差在6%以内。在大流量点流量–功率仿真结果误差偏大但仍在9%以内，且仿真计算结果和试验结果均是功率随流量的增大而减小，有一定的参考意义。验证了模型的准确性。多重参考系模型为定常计算模型，对近失速区的小流量点无法计算出合理的仿真值，故不考虑小流量点工况。大流量点误差逐渐变大的原因可能是MRF仿真计算过程没有考虑叶片变形。为探究这一问题继续对发动机冷却风扇进行双向流固耦合法仿真计算，分析叶片变形对仿真结果的影响。 4.2. 双向流固耦合法 双向流固耦合法是一种综合考虑结构与流场间相互作用的仿真方法。其减小了结构变形对仿真结果的影响，使仿真值更接近真实值。建立如图5所示的耦合平台。在fluent模块中对流体域进行设置，采用多重参考系法模拟风扇转动，边界条件及求解设置参照表2，与多重参考系法(MRF)不同的是求解器是采用压力基瞬态求解模拟流体流动，所有变量残差均设置为1 × 10 −3 ，风扇叶片表面设置为流固耦合面，由于结构变形会影响流体流动因此需要进行动网格设置。固体域通过Transient Structural进行计算，对风扇结构进行约束设置并施加转速。在进行计算时结构场与流场应采用相同的时间步长。利用ANSYS Workbench提供的System Coupling实现流场计算与结构计算的数据传递。 图5. 双向流固耦合分析设置 双向流固耦合法与多重参考系法(MRF)计算得到的发动机冷却风扇性能参数对比曲线如图6所示。从图中可以看出采用双向流固耦合法计算得到的仿真值相比于MRF法计算的结果均更接近试验值。通过对发动机冷却风扇性能对比曲线分析可以得到：在给定流量下，对于静压，两种仿真计算的结果与试验结果均随流量的增加而减小，与理论相符，两种仿真计算结果均为小流量点偏低于试验值，大流量点偏高于试验值，在中间流量处仿真值与试验值拟合最好。多重参考系法计算值与试验值之间的平均误差为4.5%。双向流固耦合计算值与试验值之间的平均误差在3%以内。对于消耗功率，随着气体流量的增加，发动机冷却风扇所消耗的功率逐渐减小，且两种仿真计算结果与试验值之间的误差值均随流量的增加而增大、双向流固耦合计算结果误差范围为1.5%到4%之间，多重参考系计算结果误差范围为2%到9%之间。产生这种差别的主要原因之一就是多重参考系法所计算的结果仅仅是某一时刻下发动机冷却风扇的运行情况，无法考虑发动机冷却风扇叶片变形对仿真结果产生的影响，而且仿真过程中只考虑了气体载荷对风扇性能的影响，忽略了离心载荷对其性能的影响。双向流固耦合计算是实现流体与固体双向数据交换，综合考虑气体载荷、离心载荷。重力载荷以及叶片变形等实际运转情况下的性能参数。 图6. 风扇流固耦合性能对比曲线
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user: 5. 流场特性分析 5.1. 风扇叶片压力场分析 图7为发动机冷却风扇耦合前后的压力面静压云图，由图可以看出耦合前后风扇压力面静压分布比较均匀，均由叶片前缘向后缘成递增趋势，静压最大区域主要分布在后缘偏叶尖位置，这是风扇叶片主要做工区域，耦合后叶片表面高压区分布更均匀且范围变大。 图7. 耦合前后风扇压力面静压云图 图8为发动机冷却风扇耦合前后的吸力面静压云图，由图可以看出风扇叶片吸力面静压分布不均匀且以负压为主，耦合前后风扇吸力面静压最小值均出现在叶片端部靠近后缘位置。 图8. 耦合前后风扇吸力面静压云图 5.2. 风扇叶片变形分析 图9给出了耦合下叶片在两个不同流量处的变形云图，风扇叶片结构在离心载荷和气动载荷共同作用下发生变形，从图中可以看出，不同流量下的叶片变形位置相似，只是数值上存在差异，风扇的叶片变形在数值上均从叶片前后缘向中部减小，叶根部位几乎无变形，叶片最大变形处均在风扇叶片前缘叶尖位置。且变形量波动最大的位置也为前缘叶尖处。这表明离心载荷一定时，风扇叶尖位置受气体载荷影响较大。风扇叶片结构变形会改变流场载荷的大小和分布，使风扇消耗的发动机功率发生改变。从而对风扇气动性能造成影响。 图9. 风扇变形云图 5.3. 气体流量对风扇叶片变形的影响 发动机冷却风扇在工作的过程中会随着风量的变化引起气动载荷的变化，进而影响发动机冷却风扇叶片的变形，本文研究了气体流量对风扇叶片变形量的影响，图10为气体流量与叶片变形量的关系曲线。由图可知，当风扇转速一定时，叶片的变形量随着流量的增加先缓慢减小后逐渐增大。 图10. 风扇变形量随气体流量的变化曲线
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user: 6. 结论 本文针对发动机气动性能试验建立有限元模型，采用双向流固耦合法和多重参考系法对其进行仿真计算，通过性能对比曲线结合流场特性分析，得到结论如下： (1) 不同的计算方法对仿真结果有较大的影响。在大流量点，采用双向流固耦合数值计算得到发动机冷却风扇气动性能参数比多重参考系数值计算得到的发动机冷却风扇性能参数更加接近试验值，计算误差有明显的下降趋势。 (2) 冷却风扇叶片在双向流固耦合作用下压力分布更加均匀，叶片压力面正值有所增加但并不明显，吸力面负压有明显降低。 (3) 采用双向流固耦合数值计算结果表明，流量对叶片变形影响较大，叶片变形量随流量的增大先减小后增大，且最大变形位置主要位于前缘叶尖处。
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user: 摘 要 本文以中国2011年底出台的碳交易试点政策为准自然实验，基于中国A股上市公司2008~2015年的数据，通过构建三重差分模型考察碳交易试点政策对企业全要素生产率的影响。本文实证结果表明：与对照组相比，碳交易试点政策导致处理组企业的全要素生产率显著降低；而且在2012年至2015年这个期间，碳交易试点政策对处理组企业的全要素生产率的降低作用逐渐增强。进一步进行作用机制检验，发现碳交易试点政策通过降低企业资本配置效率水平来对企业全要素生产率施加影响。基于企业股权性质视角的分组检验显示，与非国有企业相比，国有企业对碳交易试点政策更敏感，实施碳交易试点政策会显著降低国有企业的全要素生产率。本文的发现对中国进一步推动全国统一的碳排放权交易市场和企业提高全要素生产率有着重要的指导意义。 关键词 :碳交易试点政策，全要素生产率，三重差分模型，资本配置效率 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 随着经济社会的发展和人类生产活动的不断扩大，环境污染和生态破坏问题日益突出，尤其是气候变化问题受到全人类的关注。面对大量温室气体尤其是CO 2 的排放导致的全球气候变暖趋势，全球各国和地区都积极提出对策，其中碳排放权交易制度成为减少碳排放并控制气候变化的重要手段。欧盟建立了全球最活跃、交易量最大的“欧盟碳排放交易体系”(EU ETS)，以控制企业的碳排放行为。碳排放权交易制度通过对企业需要的碳排放量进行定价，要求碳排放企业先购买碳排放配额再进行排放，可以有效控制企业碳排放，受到许多国家和地区的认可。 解决碳排放问题已成为中国当务之急。20世纪90年代，中国的碳排放量仅占全球总量的11%，据国际能源机构统计，2006年中国碳排放总量已经位居世界第一，超过了美国。而且近年来中国的碳排放量一直在高速增长，需要立即给出对策应对温室气体排放问题。早期中国的环境政策主要是行政命令式的规制手段，取得的成效甚微。2011年中国引入了市场型的碳减排手段——碳排放权交易机制，并出台碳交易试点政策，批准北京、上海、天津、重庆、湖北、广东、深圳七个省市开展碳交易试点工作，并计划于2017年建立全国统一的碳排放权交易市场。2017年12月中国正式启动了全国碳市场的建设工作。随着碳排放权交易制度的继续实践，试点地区的碳排放效率水平得到一定程度的改善 [ 1 ]，碳交易试点政策的实施同时也对我国企业产生了重要影响。但碳交易试点政策是否提高了企业的全要素生产率，能否在环境效益和经济效益上实现双赢仍未得到完全检验。 本文利用此次碳交易试点政策为准自然实验，采用三重差分方法来检验碳排放权交易制度对企业全要素生产率的影响，发现试点政策显著降低了试点省市里试点行业中企业的全要素生产率。进一步进行动态效应检验，发现这种降低作用逐年增强。此外，本文还通过更换全要素生产率测度方式、缩小时间窗口和构造反事实的安慰剂检验等一系列稳健性检验，研究结果显示，碳交易试点政策显著降低了企业全要素生产率。通过作用机制检验发现试点政策通过降低企业的资本配置效率来影响全要素生产率，异质性检验的结果显示国有企业受试点政策影响更敏感。 本文所做工作主要体现在以下三个方面：1) 通过文献梳理发现，本文可能是首篇研究碳交易试点政策对企业全要素生产率的文献。目前关于碳交易试点政策和企业的研究主要集中在试点政策对企业技术研发和创新的影响 [ 2 ] [ 3 ]，还有关于碳排放权交易对企业股票收益率的影响 [ 4 ]，碳排放权交易制度对企业价值的影响 [ 5 ]，缺乏关于碳交易试点政策对企业全要素生产率影响的研究，本文的实证检验填补了这一空缺领域。2) 在研究方法上，本文构建三重差分方法进行实证分析，进一步采用了一系列检验方法进行稳健性检验，使本文研究结论更加可信。3) 通过分组检验，发现碳交易试点政策对TFP的负向影响主要体现在国有企业中，并进一步对这种影响的作用机制进行了实证研究。
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user: 2. 文献综述 2.1. 环境规制与全要素生产率 学术界关于环境规制对全要素生产率的影响存在争论：一方认为环境规制会增加企业的生产成本，致使生产效率的下降，进而降低企业的全要素生产率；另一方则认为环境规制会迫使企业自愿地进行技术创新和低碳研发，创新研发带来生产效率的提高，抵消其增加成本的不利影响，促使企业的全要素生产率得到提升，这种观点也被称为“波特假说”。以上两种观点都被国外的文献证实。Barbera Anthony J和McConnell Virginia D基于美国五个污染最为严重的制造业的实证研究发现行政命令型的环境规制对企业TFP具有负向影响 [ 6 ]。Telle K和Larsson J利用挪威的环境规制和工业数据研究发现不断提升的环境规制水平有助于提高工业TFP [ 7 ]。 随着近年来中国的环境问题日益突出和环境规制实践，国内学者也开始关注国内环境规制对TFP的影响。李树和陈刚采用双重差分法研究发现严格且适宜的环境规制有利于TFP的增长 [ 8 ]。朱承亮测算并分解了中国各省火电行业的生产率，结果发现环境规制会提高绝大多数省份的火电行业TFP [ 9 ]。李强在垄断竞争的环境下研究发现环境分权与地区企业TFP之间的关系呈现倒“U”形 [ 10 ]。范丹等研究发现在全局DEA下碳交易试点政策并没有提高试点省份的工业TFP，但促使试点省份的技术进步率得到提升 [ 11 ]。钱雪松等采用双重差分法研究发现2009年十大产业振兴规划政策导致了十大产业内企业TFP显著下降 [ 12 ]。孙玉阳等依据省级面板数据发现行政命令型环境规制提升了企业TFP，市场激励性环境规制对企业TFP的提升没有显著作用，公众参与型环境规制对企业TFP无影响 [ 13 ]。任胜钢等发现2007年SO 2 排放权交易试点政策显著提高了试点地区上市公司的TFP [ 14 ]。Hong-Li Tang et al.基于中国工业企业面板数据的研究发现行政命令型的环境规制严重阻碍了企业TFP的增长，这种负面影响具有滞后效应，并且是持续的 [ 15 ]。 2.2. 碳排放权交易制度的相关研究 国外学者对于碳排放权交易制度的研究较早，且主要以欧盟碳排放交易体系为背景。A. Marcel Oestreich和Ilias Tsiakas对EU ETS对德国股票收益率的影响进行实证研究，发现碳排放权交易制度通过增加企业现金流导致股票收益率增长 [ 16 ]。Roel Brouwers et al.在EU ETS的背景下，发现碳排放权交易制度可以在一定程度上减少企业碳排放，但不一定能使企业的财务绩效提高 [ 17 ]。 国内对碳交易试点政策的研究出现在近几年，且主要集中在碳减排效果和技术创新方面。宋晓玲和孔垂铭运用2013年至2016年中国七大碳排放权交易市场和试点省份的数据进行实证研究，发现碳排放权交易额对产业结构变动有显著的正向影响 [ 18 ]。黄向岚等利用双重差分方法研究中国碳排放权交易政策的环境红利，在加入控制变量后发现六个碳交易试点所在省份的碳排放量显著减少，实现了环境红利 [ 19 ]。沈洪涛和黄楠运用事件研究法研究发现碳交易能带来企业短期价值的提高，但双重差分法检验的结果却显示碳交易未能提高企业的长期价值 [ 5 ]。Xiaohuan Lyn et al.使用双重差分模型研究碳排放权交易制度如何影响低碳技术创新，结果表明短期内碳排放权交易制度会抑制低碳技术创新的发展 [ 20 ]。Yue-Jun Zhang et al.采用双重差分法和基于双重差分的倾向得分匹配法研究发现碳交易试点政策有助于改善电力和航空行业中企业的技术创新，而对其他六个试点行业中企业的全要素生产率没有影响 [ 3 ]。Wei Zhang et al.采用双重差分方法发现实施碳排放权交易可以减少试点省市的碳排放量，并增加工业总产值 [ 21 ]。
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user: 3. 制度背景和研究假设 3.1. 制度背景 自从2005年签署《京都议定书》以来，碳排放权交易制度已经成为降低碳排放和提高能源利用效率的重要工具，全球许多国家和地区都建立了碳交易体系。世界银行报告显示，目前全球建立了碳交易市场的包括39个国家和23个地区，欧盟碳排放交易体系(EU ETS)是全球最活跃、规模最大的碳交易市场。由于碳排放总量居世界第一，中国对碳排放总量的控制以及碳排放交易体系的建立都迫在眉睫。 针对碳排放的严峻形势，2011年中国引进碳排放权交易机制，国家发改委印发文件允许北京、天津等七个省市开展碳交易试点工作，七个试点于2013年6月先后开始建立碳市场并开始实质交易。碳交易试点主要以碳配额(SHEA)和国家核证自愿减排量(CCER)作为交易产品。到2015年底，七个试点碳交易市场的CCER累计交易量达到3600万吨，其中湖北市场最为活跃，交易量最大。国务院在2016年提出的“十三五”工作方案中对2020年中国单位GDP的碳排放提出新的要求，要求国企、上市公司和参加碳市场的企业带头披露碳减排相关信息和举措，并提出部分重工化工业在2020年左右达到最高碳排放的畅想。2017年12月19日，全国碳交易市场由发改委宣告正式启动，第2日印发的《全国碳排放权交易市场建设方案(发电行业)》表明我国碳减排工作到达了新阶段。 3.2. 研究假设 碳排放权交易，简单地讲，就是政府通过分配给企业一定的碳排放配额，规定企业的免费碳排放上限，来减少企业的碳排放量。企业可以通过碳市场卖出多余配额，也可以在碳市场上购买缺少的配额。因而，碳排放权交易实际上是一种基于经济手段的市场运行机制。 一方面，建立碳市场后，企业面对碳减排压力，会增加减碳设备的投入，这就增加了企业在生产过程中的成本，企业面临着新的决策约束，这可能导致生产效率下降。另一方面，碳交易试点政策使企业暴露在不确定的环境中，这会对企业的投资决策和资源分配产生影响，基于长期经济利益的考虑，企业可能会减少对高碳排放的生产部门的投入，转而增加对低碳排放的生产部门的投入，这可能会降低企业的资本配置效率，致使全要素生产率的下降。因而本文提出研究假设H1： H1：碳交易试点政策会降低企业全要素生产率。 碳交易试点政策对全要素生产率的影响在具有不同股权性质的企业间存在一定程度的差异。考虑企业股权性质差异，国有企业与政府的关系相比非国有企业更为密切，在财政支持上拥有更大优势，对于碳交易试点政策带来的减碳成本压力和“卖碳”带来的收益都不敏感，而非国有企业在面对减碳压力时进行内部机制的调整和生产要素的重新分配更加灵活，资源重新配置的效率较高，非国有企业全要素生产率受到的负向作用会更小。因而本文提出研究假设H2： H2：碳交易试点政策会更为显著地降低国有企业的全要素生产率。
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user: 4. 研究设计 4.1. 样本与数据来源 本文选取2008~2015年间所有中国A股上市公司的面板数据作为研究样本。基于碳交易试点政策针对的是试点省份里试点行业中企业的考虑，本文以中国证监会2012行业分类为标准，借鉴刘晔和张训常的研究 [ 2 ]，选取了九个高碳排放行业作为试点行业，选取的行业见表1。为了保证数据的连续性和有效性，借鉴以往文献中对上市公司数据的处理方法，本文剔除了以下样本：遭受连续亏损的企业(PT、ST和*ST企业)；数据异常和缺失值较严重的企业。最终，本文得到了799家上市公司的数据样本，共计6392个有效观测值。本文的上市公司数据均来源于CSMAR数据库和RESSET数据库。 Table 1 Comparison of industry codes and name 行业名称 行业代码 造纸及纸制品业 C22 石油加工、炼焦及核燃料加工业 C25 化学原料及化学制品制造业 C26 非金属矿物制品 C30 黑色金属冶炼及压延加工业 C31 有色金属冶炼及压延加工业 C32 电力、热力生产和供应业 D44 燃气生产和供应业 D45 航空运输业 G56 表1. 行业代码和名称对照 4.2. 变量定义与研究方法 4.2.1 . 被解释变量 本文主要被解释变量为企业全要素生产率TFP。对于TFP的测度，多数学者采用的是Olley和Pakes [ 22 ] 或Levinsohn和Petrin [ 23 ] 提出的半参数法：OP方法和LP方法。由于本文选取的样本中缺少OP方法在测度TFP过程中需要的代理变量，如果采用OP方法会导致在TFP估计过程中一些企业样本被丢弃，而LP方法可以解决估计过程中的代理变量缺失问题，能减少TFP测算过程中一些企业样本的丢弃。基于此，借鉴Levinsohn和Petrin [ 23 ]、鲁晓东和连玉君 [ 24 ] 等对TFP的相关研究，本文采用LP方法估计TFP。具体而言，产出变量使用主营业务收入衡量，资本变量用固定资产净值衡量，劳动投入变量用员工人数衡量，中间品投入的变量用购买商品、接受劳务支付的现金衡量。 4.2.2. 控制变量 本文参考钱雪松等 [ 12 ]、任胜钢等 [ 14 ] 和黄贤环等 [ 25 ] 关于企业全要素生产率的研究，选取企业发展能力(Growth)、经营活动现金流(Fcf)、股权集中度(Top1)、股权性质(Soe)、资产负债率(Lev)、独立董事比例(Indirect)、和资产收益率(Roa)作为控制变量。变量的具体定义见表2。 4.2.3. 模型设定 学术界对于政策效应评估的常用方法是双重差分法(Difference-in-Difference，简称DID)和三重差分法(Difference-in-Difference-in-Difference，简称DDD)。 双重差分法通过为受到政策影响的处理组找到一个不受政策影响的对照组来检验政策实施的实际影响。双重差分法要求对照组和处理组要有相似的特征，即满足平行趋势假设的要求，否则会使结果产生偏误。鉴于这次碳交易试点政策只涉及试点省市中的试点行业，我们可以考虑将处理组设置为试点省市里试点行业中的企业，而将对照组设置为试点省市里非试点行业的企业或非试点省市里的企业，然后进行双重差分法检验。但这两种对对照组的设置都有可能无法满足平行趋势假设的要求：若将对照组设置为试点省市里非试点行业的企业，试点行业中的企业的全要素生产率的变化趋势相对于非试点行业中的企业即使在未出台碳交易试点政策的情况下本来就可能存在差异，即存在行业间的差异；若将对照组设置为非试点省市里的企业，则无法排除其他政策对不同地区产生不一致影响的干扰，如2007年针对天津、重庆、湖北等11个省的SO 2 排放权交易试点政策，以及2014年针对湖北、广东等7个省的水权交易试点政策。因而，无论以哪一组作为对照组，采用双重差分法估计的结果可能并不可靠。 如果平行趋势假设不成立，通常可以采用三重差分法解决 [ 26 ]。碳交易试点政策的实施提供了很好的准自然实验，通过设置两组对照组，将对照组1设置为试点省市里非试点行业的企业，对照组2设置为非试点省市里的企业，就可以消除处理组与对照组1之间存在的行业差异和与对照组2之间存在的地区差异，得到一致估计。 本文采用三重差分法来检验碳排放交易试点政策对企业全要素生产率的影响，第一层差分来自于地区层面(试点省市和非试点省市)，第二层差分来自于行业层面(试点行业和非试点行业)，第三层差分来自于年份(政策实施前和政策实施后)。考虑到本文使用的是面板数据，通过进行F检验和Hausman检验，结果显示应采用固定效应模型。具体的计量模型如下： Y i ， j ， k ， t = ∝ + β 1 P r o v i ， j × I n d u s i ， k × T r e a t t + β 2 P r o v i ， j × I n d u s i ， k + β 3 I n d u s i ， k × T r e a t t + β 4 P r o v i ， j                     × T r e a t t + γ X i ， j ， k ， t + p r o v i n c e j + i n d u s t r y k + ε i ， j ， k ， t (1) 其中，下标i、j、k、t分别表示企业、省市、行业和时间， Y i ， j ， k ， t 为被解释变量TFP， p r o v i ， j 、 i n d u s i ， k 和 t r e a t t 为虚拟变量，各变量的解释见表2。 X i ， j ， k ， t 表示前面提到的控制变量。 p r o v i n c e j 是地区固定效应， i n d u s t r y k 是行业固定效应。 ε i ， j ， k ， t 是随机误差项。本文最感兴趣的系数是 β 1 ，它反映的是碳交易试点政策对试点省市里试点行业中的企业的影响。 Table 2 Variable definition 变量类型 变量符号 变量解释 被解释变量 TFP 全要素生产率 虚拟变量 Prov 试点省市取1，否则取0 Indus 试点行业取1，否则取0 Treat 2012年及以后取1，否则取0 控制变量 Growth 企业发展能力，(本年营业收入-去年营业收入)/上年营业收入 Fcf 经营活动产生的净现金流量/资产总额 Top1 股权集中度，以“第一大股东持股比例”表示 Soe 国企取1，否则取0 Lev 资产负债率，滞后一期 Indirect 独立董事比例(独立董事人数/董事会人数) Roa 资产收益率，滞后一期 表2. 变量定义
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user: 6. 主要结论与对策建议 为了减少碳排放，我国在2011年出台碳交易试点政策，允许北京、上海等七个省市启动碳交易试点工作，并于2017年底建立了全国统一的碳交易市场，确定了利用市场机制完成碳减排目标。随着碳交易试点政策的深入实践，人们对该政策碳减排效益的关注度越来越高。然而，该政策会如何影响企业？能否在获得碳减排效应的同时实现发展，获得环境与经济的双赢？对这个问题的研究将有助于指导和完善环境经济政策，但学术界在这个领域缺乏实证研究。鉴于此，本文建立三重差分模型实证考察了该政策对我国A股上市公司的全要素生产率的影响。本文的研究结果显示：1) 三重差分检验结果显示，碳交易试点政策显著降低了企业的全要素生产率。2) 动态效应检验结果显示，在2012年至2015年这个期间，碳交易试点政策对试点省市里试点行业中的企业全要素生产率的降低作用逐渐增强。3) 作用机制检验结果表明，碳交易试点政策通过降低企业资本配置效率水平来影响企业全要素生产率。4) 异质性分析表明，国有企业对碳交易试点政策更敏感，实施碳交易试点政策会显著降低国有企业的全要素生产率。 鉴于前文研究成果，本文提出如下对策建议：1) 为了达成环境与经济共赢的目标，政府在针对不同企业制定和推行碳交易政策时不能一刀切，而应该基于不同企业特征采取差异性措施，正如波特假说所强调的那样，环境规制应该采用灵活的方法。从本文的实证结果来看，相对于非国有企业，国有企业的全要素生产率受碳交易试点政策的负面影响更大。因而，政府在建立全国碳市场时应该统筹兼顾，在追求效率的同时也要兼顾公平，除了保证市场环境的公平竞争，还应该对国有企业重点关注，降低碳交易政策对国有企业的负面影响。2) 企业应将碳减排纳入日常管理，积极提出基于技术创新的解决方案，激发创新活力，节约碳排放配额，将多余配额在碳交易市场上卖出，还可以获得额外的经济效益，最大限度地利用碳交易政策的创新抵消效应。此外，在资源配置效率水平方面，非国有企业相对国有企业在应对碳减排压力时调整与改革企业内部机制时更加灵活，企业内部的生产可以更高效地流动，资源配置效率更高，而国有企业对外部市场的信息往往缺乏敏感性，可以进一步优化国有企业的治理机制，提高国有企业面对外部冲击的灵活性，降低碳交易政策对国有企业的负面影响。
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user: 摘 要 本文基于环境库兹涅茨理论，以福建省为例，使用Python对数据进行EKC曲线估计，并对环境污染程度与经济发展之间的函数曲线进行分析。本文主要利用2003~2017年福建省的环境经济统计数据，选取具有代表性的环境污染指标与经济发展指标，通过对经济发展与环境污染状况进行未来几年的趋势分析，构建了福建省“三废”排放量与人均GDP的计量模型，从而对福建省环境污染物排放的库兹涅茨曲线特征进行了实证分析。 关键词 :污染程度，环境库滋涅茨曲线(EKC曲线)，人均GDP 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. 引言及文献综述 随着福建省经济的持续快速发展，尽管其十分注重环境的治理，但环境污染问题也变得越来越凸显，经济增长与环境污染之间的关系逐步成为者研究讨论的热点。福建省地处我国东南沿海，开放型经济体系不断完善，海峡西岸经济区建设也取得了十分显著的成就，但福建经济在高速发展的同时也引发了诸多环境问题，如大气污染、水污染和土壤污染等，经济与环境之间的矛盾并没有得到有效缓解。因此，需要采取更多合理的措施来逐步改善福建省经济与环境之间的协调性。 库兹涅茨曲线(Kuznets Curve)首先是经济学家库兹涅茨提出，他认为人均财富差异与人均财富增长之间符合倒“U”型曲线规律。该理论后来也经常被环境经济学家用来描述经济发展和环境污染之间的相关关系，即环境质量状况会随着经济的发展逐渐恶化而后到达一个拐点后再得以改善。环境库兹涅茨理论有力地驳斥了传统的“增长是有极限的”理论。近年来，国内学者在研究EKC时大多以T业污染“三废”为环境污染指标，如李鹏涛(2017)采用我国31省环境经济面板数据，研究发现：废水、废气和经济增长之间的关系均呈“倒U型”，拐点分别出现在人均国民收入为2.7万元左右和8.8万元左右 [ 1 ]；朱冉等人(2018)以1997~2015年成都市的工业废水、废气和固体废物产生量以及人均GDP为基础，研究发现：T业废水排放量于与人均GDP之间呈线性关系并以较大速率下降，工业废气排放量和人均GDP之间呈“倒N型”关系，工业固体废弃物产生量和人均GDP之间呈倒“U”型关系 [ 2 ]。可以看出环境库兹涅茨曲线的具体应用受到不同区域具体特征的影响可能会呈现出不同形状，但该理论对于研究经济发展方向、制定经济结构调整政策具有重大意义。本文试通过数据曲线分析对福建省内各地市环境污染程度进行分析。
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user: 2. 福建省经济发展及环境污染现状 2.1. 福建省经济发展现状 福建省县域各项社会事业加快发展，取得了可喜成就，民生状况得到不断改善，呈现出经济跨越发展、社会和谐稳定的良好局面。近年福建省实现生产总值35，804.04亿元，按可比价格计算，比上年增长8.3%，增幅比上年提高0.2个百分点 [ 3 ]。分产业看，第一产业增加值2379.82亿元，增长3.5%；第二产业增加值17，232.36亿元，增长8.5%；第三产业增加值16，191.86亿元，增长8.8%。福建的GDP总量虽然不高，但是人均GDP却不低，扣除直辖市外，近年福建省人均GDP9.12万元，排名全国第三，仅次于江苏和浙江，高于广东，即使加上北京上海天津三个直辖市，仍然位于全国第六位，最近十年来福建的人均GDP增长率约为11.85%，所以福建在人均方面呈现整体上升趋势并且占据一定优势(见表1)。 Table 1 Actual GDP and Per capita GDP of environment pollution in Fujian Province， 2003~201 年份 GDP/亿元 通货膨胀率/% 总人口/万人 人均GDP/元/人 2003 3764.54 2.0615 3410.00 13，869.56 2004 4072.85 2.0431 3445.00 15，269.51 2005 4467.55 0.6049 3476.00 17，735.43 2006 4983.67 2.6054 3502.00 20，354.87 2007 5763.35 6.9543 3529.00 23，763.53 2008 6554.69 3.9026 3557.00 27，591.82 2009 7583.85 3.9279 3585.00 33，448.84 2010 9248.53 7.7492 3612.00 37，336.38 2011 10，823.01 7.7918 3639.00 43，677.56 2012 12，236.53 -0.2105 3666.00 51，366.64 2013 14，737.12 6.8811 3693.00 56，719.41 2014 17，560.18 8.0756 3720.00 62，708.69 2015 19，701.78 2.3351 3748.00 67，631.00 2016 21，868.49 2.1610 3774.00 72，835.46 2017 24，055.76 0.7912 3806.00 79，209.46 表1. 2003~2017年福建省实际GDP及人均GDP 2.2. 福建省环境污染现状 福建省正在加大力度整治环境问题，虽然全省68个城市环境空气中二氧化硫、二氧化氮、可吸入颗粒物(PMo)和细颗粒物(PM2s)，一氧化碳和臭氧按照《环境空气质量标准》(GB3095-2012)来评价，空气质量达标(达到国家二级标准) [ 4 ]，但是仍然存在废气排放影响居民的情况，永安市尼葛开发园区是1992年经省人民政府批准成立的省级开发区，开发区内企业众多、行业复杂，2015年又通过总体规划，园区周围配套建设尼葛商业城、浩宇小区等商住小区，园区周边及园区内的居民敏感点距离工业园区较近，对工业园区异味的感官明显，虽然开发区采取了一系列措施推进园区企业臭味治理，但群众仍集中反映该开发区“排放臭气好几年了”、“非常难闻”、“影响周边居民生活”等问题。 福建省环境基础设施建设略显滞后，福州市污水收集管网严重不足，主城区生活污水收集处理率仅为66%，每天约22.7万吨生活污水直排城市内河，仍存在诸多废水问题，福州市闽侯县污水处理厂提标改造完成，夜晚恶臭扰民问题仍未消除。其他市也存在废水处理问题，龙岩市连城县坪头煤业有限公司有部分垃圾填埋场渗滤液渗漏进来，该公司将渗滤液与矿井涌水一同抽至沉淀池处理排放后，导致农田污染。 福建省危险废物、医疗废物均得到有效处置，处置率达100%，近年来进口固体废物总量有所下降，全省危险废物持证经营单位有所增长。但仍然存在村民以废线路板为原料非法冶炼制铜，严重污染环境。
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user: 3. 数据来源及研究方法 3.1. 数据来源 目前我国用来测量环境污染程度的指标主要依据大气污染物排放量、污水排放标准、污染物排放标准以及环境噪声排放量。相关学者在此基础上使用三种废弃物的排放量来衡量环境污染程度 [ 5 ]。国际上通常使用人均GDP作为衡量经济发展状况的标准。所以，本文基于数据获取的难易程度以及计算便捷程度，将人均GDP值设置为经济发展状况的指标，同时选取三种工业废弃物作为环境污染程度的衡量指标。文中所使用数据从2004~2018年《福建省统计年鉴》查询获得。数据资料显示，自2003年起福建省人均GDP数值总体呈直线上升趋势；工业废水排放总量总体呈下降趋势，其中峰值出现在2011年，工业废水排放量高达177，185万吨，此后急速下降；工业废气排放总量在2003~2014年间呈上升趋势，此后下降；工业固体废弃物排放总量虽然有起落，但总体在2003~2013年间呈现上升趋势，之后下降(见表2)。 Table 2 Economic and Environmental Indicators of Fujian Province， 2003~201 年份 GDP/亿元 总人口/万人 工业废水排放量/万吨 工业废气排放总量/亿标立方米 工业固体废弃物总量/万吨 2003 3764.54 3410.00 57，614.22 2828.07 2190.46 2004 4072.85 3445.00 111，974.27 3305.24 5133.09 2005 4467.55 3476.00 78，510.79 3564.60 4130.96 2006 4983.67 3502.00 98，388.20 4188.61 2980.78 2007 5763.35 3529.00 115，227.50 5020.23 3361.22 2008 6554.69 3557.00 130，939.50 6264.91 3772.50 2009 7583.85 3585.00 127，583.41 6883.77 4237.54 2010 9248.53 3612.00 136，407.77 9747.38 4814.86 2011 10，823.01 3639.00 139，996.92 9149.97 5370.86 2012 12，236.53 3666.00 142，746.99 10，497.10 6348.91 2013 14，737.12 3693.00 124，168.21 13，507.13 7486.58 2014 17，560.18 3720.00 177，185.62 14，972.89 4414.89 2015 19，701.78 3748.00 106，319.29 14，739.28 7719.54 2016 21，868.49 3774.00 104，657.99 16，183.33 8536.88 2017 24，055.76 3806.00 102，051.74 18，383.25 4843.90 表2. 2003~2017年福建省经济环境指标 3.2. 研究方法 要研究人均GDP与人均工业废水排放量、人均工业固体废物生产量之间的关系，并能够较准确的预测其发展，首先要建立福建省人均GDP的切比雪夫预测模型，其计量模型为： X = a T 0 + b T 1 + c T 2 (1) X代表人均GDP， T 0 、 T 1 、 分别为多项式中的三个自变量年份、样本起始时间2003年、预测结束时间2020年，a、b、c分别为自变量的系数。 关于经济发展与环境污染定量关系，最经典是环境库兹涅茨曲线(EKC)理论模型，该理论很好解释了两者定量关系以及内在机制 [ 6 ]。目前主要有线性、二次，三次等曲线研究模型，本文根据可获得的福建省经济发展与环境污染现状的特点，选择对人均GDP与人均工业废水排放量、人均工业固体废物生产量之间的关系建立一元三次曲线方程，其计量模型为： Y = β 0 + β 1 x + β 2 x 2 + β 3 x 3 (2) 选择对人均GDP与人均工业废气排放量之间的关系建立一元二次曲线方程，其计量模型为： Y = β 0 + β 1 x + β 2 x 2 (3) Y代表福建省环境污染排放量，x是人均GDP，参数 β 0 、 β 1 、 β 2 、 β 3 取值不同，反映的经济发展与环境污染的关系不同，具体如下： 1) β 1 = β 2 = β 3 = 0 ，表示经济发展与环境污染状况直接没有关系； 2) β 1 > 0 ，且 β 2 = β 3 = 0 ，表示经济发展与环境污染状况呈线性正相关关系，即经济增长会引起环境污染状况的恶化； 3) β 1 < 0 ，且 β 2 = β 3 = 0 ，表示经济发展与环境污染状况呈线性负相关关系，即经济增长不会引起环境状况的恶化； 4) β 1 > 0 ，且 β 2 < 0 ， β 3 = 0 ，表示经济发展与环境状况的关系曲线与环境库兹涅茨曲线相吻合，呈现出倒“U”型的曲线关系，即EKC，也就是说环境污染状况会逐渐恶化，在经过转折点后会得以改善，逐渐转好； 5) β 1 < 0 ，且 β 2 > 0 ， β 3 = 0 ，表示经济发展与环境状况的关系曲线与环境库兹涅茨曲线相反，呈现出正“U”型的曲线关系，也就是说环境污染状况会变好而后逐渐恶化。 6) β 1 > 0 ，且 β 2 < 0 ， β 3 > 0 ，表示经济发展与环境状况的关系曲线呈现出“N”型的曲线关系，也就是说环境污染状况会随经济发展先恶化再改善，当经济持续增长环境质量会又陷入恶化境地； 7) β 1 < 0 ，且 β 2 > 0 ， β 3 < 0 ，表示经济发展与环境状况的关系曲线呈现出倒“N”型的曲线关系，也就是说环境污染状况会随经济发展先改善再恶化，当经济持续增长环境质量会又回归改善。 利用Python软件中的Numpy库和Matplotlib库对福建省2003~2017年工业“三废”排放总量和人均GDP进行了数据分析、预测并绘制关系曲线，可以更直观地分析环境库兹涅兹曲线。