DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 理论模型与计算 三模光机械系统，其中两个耦合强度为 的腔与机械模式相耦合的系统已经被证实 [ 21 ] [ 22 ] 。这里考虑更为普遍的波色三模系统，并且考虑特殊的情况，即两个光学模或者微波模腔与一个机械振子相耦合的情况，如图1所示。三模光机械系统的哈密顿量为： (1) (2) 是腔 的湮灭算符(频率为 ，阻尼率为 )， 是机械模的湮灭算符(频率为 ，阻尼率为 )， 是光机械耦合强度。 是两腔之间的耦合强度，可由一个光纤连接两个腔来调节两腔之间的耦合。 描述两个控制场(信号场)分别从两个腔的左边和右边驱动该系统，其中 和 ( 和 )， ， ， 和 是相应的功率， 是控制场(信号场)的频率。以控制场的频率 为旋转坐标，根据海森堡运动方程，得到如下的量子郎之万方程： (3) (4) (5) 其中 是腔肠与控制场之间的失谐， 是信号场与控制场之间的失谐。 是机械振子的热噪声(两个腔的输入真空噪声)，它们的平均值为零。 在强驱动场的条件下，算符 和 可以写成平均值与小的涨落之和： ，并且 。平均值满足如下方程： 图1. 两个被泵浦光和探测光驱动的腔a 1 (a 2 )与同一个机械振子相耦合的双腔光机械示意图 (6) (7) (8) 是机械振子偏离其平衡位置时驱动场与腔模之间的有效失谐。与此同时也得到了有关算符涨落的方程组： (9) (10) (11) 只保留涨落算符的线性项，通过引入如下变换转到相互作用绘景下： ， ， ， ，得到如下线性量子郎之万方程： (12) (13) (14) 上面方程组中只考虑了算符的平均值。当如下条件满足时：在红边带条件下( )，系统在边带可分辨条件下( )，机械振子具有较高的品质因子( )，并且振子频率远大于 和 ，快速振动项 可以忽略。 是信号场与腔肠的有效失谐。为了计算简便，我们考虑 。 对方程组(12)~(14)做变换[ 3 ] ，并带入到方程(12)~(14)中，得到 (15) (16) (17) 其中 是有效光机械耦合强度， 是两腔中光子数的比值。由输入–输出关系 [ 23 ] ，两腔的输出场可以描述为 和 。考虑到关系式 ，得到输出场 (18) 与 和 与 有共同的斯托克斯频率 ，是本文所关注的重点。
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user: 3. 数值结果与讨论 为了接下来讨论的方便，我们定义几个参数：无控制场时的内腔探测光子数 ，腔中归一化后的内腔探测光子数 ( )，归一化的机械激发 ，归一化的输出的探测光子数 ( )，归一化的输出探测场的能量 ( )。 首先考虑如何实现相干完美吸收。相干完美吸收表明输入的探测场完全被两个腔模吸收而没有产生任何输出，即是在 和 时， 和 。根据方程(15)~(17)得到，只有当条件 (19) (20) (21) 同时满足时，相干完美吸收才能产生。这个条件与文献 [ 10 ] 中的条件是有点差别的，这是由于在我们的多模式光机械系统中多了一个n因子。图2(a)中给出 和 时，在几个不同的有效光机械耦合下，归一化的输出信号光子数 作为有效失谐 的函数。显然相干完美吸收的出现与有效光机械耦合强度有关。如上面所描述的，相干完美吸收的意思是两束输入的信号场被两个腔模和机械模完全吸收而没有反射或透射到腔外，这是由于机械模衰减很快时，向左传播和向右传播的信号场光子数产生了完美的破坏性干涉。两腔中的光子数比率 是另外一个影响相干完美吸收的因子。如图2(b)所示，我们进一步给出了在 和 时， 因子对归一化的输出信号场光子数 的影响。随着增加 因子数值，输出信号场表现出明显的模式分裂现象，这是由于增加内腔光子数导致了腔场与机械振子之间的强 图2. (a)和(b)是 时，在不同的有效耦合强度G和腔光子数率n下，输出信号场光子数 作为输入信号场失谐 的函数。(c)是在 和n = 1时，三个不同的腔–腔耦合J所对应的输出信号场光子数 作为输入信号场失谐 的函数 耦合 [ 2 ] [ 23 ] 。在图2(c)中我们进一步考虑在 和 时，腔与腔之间的耦合强度 对完美相干吸收的影响。发现随着增加 的数值，输出的信号场光子数并没有被这个三模系统完全吸收，也就是说相干完美吸收现象被两个腔之间的耦合所破坏。因此，对于在三模腔光机械系统中实现相干完美吸收， 参数是一个不好的因子而需要克服掉，尤其是对于两个腔模与一个机械模式相耦合的情况。 由于相干完美吸收的意思是两束输入的信号场被系统完全吸收而没有反射或透射到腔外，研究系统中能量的分布是很有必要的。图3(a)到图3(c)我们给出在 和 时，有效光机械耦合与内腔信号场光子数与机械激元之间的关系。图3(a)和图3(b) 表明两个腔的内腔探测光子数相等，而机械激元则是两内腔信号场光子数之和，如图3(c)所示，这是由于机械模与两个腔模相耦合后，机械模接收了来自两个腔模能量的传递。回到单个腔模与一个机械振子耦合的情况，则机械激元与内腔探测光子数相等，两个自由度耦合的光机械系统的讨论请参看文献[ 10 ] 。也就是说当相干完美吸收发生时，两个腔模和一个机械模式共同分担了输入的能量。图3(d)到图3(f)给出当考虑了两腔模之间的耦合 时的情况。当 时，输入场能量的传递主要来自于两腔模与机械模的耦合，而存在腔与腔的耦合后，该系统提供了另外一条传递输入场能量的途径，即通过腔与腔之间的耦合。 另一方面，在不同的参数机制下，相干完美透射的现象也会在该系统中出现。相干完美透射的意思是输入的信号场会从一个腔传递到另一个腔而不会产生任何能量的损耗。即 和 时， 和 ，也即是在没有右边的信号场时，左边的信号场经过这个三模系统后被完美的透射，并且从右边的腔输出场中能观测到。我们首先考虑实现相干完美透射的条件。根据方程(15)~(17)得到当条件 图3. (a)到(c)分别为在 和 时，在几个不同的有效耦合强度 下，内腔信号光子数 ， 和激子激元 作为 的函数。(d)到(f)是腔–腔耦合对 ， ， 的影响 (22) (23) (24) (25) 同时满足时，相干完美透射会出现在 和 的位置。因此机械模式需要有较高的品质因子以避免机械快速衰减而引起的能量损耗。图4(a)和图4(b)在 时有效光机械耦合 对两腔的输出信号场能量的影响。当 ，相干完美透射出现在 的位置，而当 时，相干完美透射出现在 和 的位置。相干完美透射是一个纯量子光机械现象，是由于能量从一个腔到另一个腔的传递取决于信号场的无损耗隧穿，这就需要机械振子没有损耗。因此需要机械振子的衰减率 足够小或者机械振子的品质因子 足够大。 当增加振子的衰减率或者降低振子的品质因子时，能量从一个腔传递到另一腔的过场中将会产生能量的损耗，而且相干完美透射现象也会突然消失。图5(a)和5(b)给出在 和 时机械振子的衰减率对相干完美透射的影响，显然相干完美透射过程被破坏。进一步考虑腔与腔之间的耦合 ，尽管在 时相干完美透射被破坏，依然会在输出信号能量中看到一个类似于相干完美透射的分裂。与 相比，在 时损失的能量被机械模分担。图4显示在 时，当 比较小时，相干完美透射只出现在 的位置，而当 时，相干完美透射现象将会转变为类似于光机械诱导透明现象，即使在 时，这个现象依然存在，如图5(c)和图5(d)所示。因此腔与腔的耦合 提供了一个调节相干完美透射与光机械诱导透明之间转变的通道。
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user: 4. 结论 本文提出一种常规的三模光机械系统，研究了在不同参数机制下的相干完美吸收、相干完美吸收发生时输入能量的分布、和相干完美透射行为。在三模光机械系统中，腔与腔之间的耦合相互作用在该系统中起着重要作用，有效操控这些现象。通过设计光学和机械模式器件，该现象可在多模光机械系统中 图4. 在 时，几个不同有效耦合对输出探测场能量 和 的影响 图5. 在不同的机制下输出信号场能量 和 的影响 实现。研究和操控相干完美吸收与相干完美透射将在光学开关、光学调制器、及光学滤波器器件上有着潜在的应用。
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user: 摘 要 本文采用化学共沉淀的方法合成了Tb 3+ /Eu 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉。通过X射线衍射仪(XRD)和场发射扫描电镜(FE-SEM)对样品的晶体结构和形貌进行了表征，测量了各样品的发射光谱和激发光谱，通过光谱发现Tb 3+ 到Eu 3+ 存在着能量传递，计算了各样品分别在274 nm、394.5 nm和486 nm激发下的色坐标，通过计算和比较色坐标的标准差，发现当Tb 3+ 掺杂浓度为5%，Eu 3+ 掺杂浓度为0.5%时样品色坐标的标准差最大，说明此掺杂浓度下的荧光粉的颜色随激发波长变化最明显，表明此掺杂浓度下的荧光粉可能应用于防伪技术领域。 关键词 :Tb 3+ ，Eu 3+ ，防伪技术，能量传递
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user: 1. 引言 在近几十年，稀土离子在固体中的发光引起了人们的广泛关注。由于稀土离子拥有特殊的电子结构，其4f轨道具有丰富的能级结构，因此稀土离子拥有丰富的发射光谱 [ 1 ] - [ 4 ] 。近年来，稀土多色发光材料在显示、照明、激光和光电设备领域引起广泛的关注 [ 5 ] [ 6 ] 。钼酸盐材料具有良好的光学、电磁性能和化学稳定性，在显示、照明、光学通讯和化学催化等领域都有广泛的应用，因此，以钼酸盐为基质制备荧光粉成为很多研究者的研究重点。由于钼酸根的极化作用，在Eu 3+ 掺杂的CaMoO 4 荧光粉中，在近紫外区和蓝光区有较强的Eu 3+ 4f-4f跃迁吸收 [ 7 ] [ 8 ] ，Eu 3+ 掺杂的CaMoO 4 荧光粉通常被认为是优良的红色荧光粉。Tb 3+ 是一种可以被有效激发并且发出绿光的稀土离子。防伪材料的应用引起了广泛的关注，防伪纸张及其防伪技术在各种证件、票据、外观包装以及军事、公安、国防等相关行业有广泛的用途 [ 9 ] ，由于LED激光器和CCD器件的集成化和小型化，小型光谱仪应用于防伪技术领域将大大增强防伪技术的可靠性。通过改变Tb 3+ 和Eu 3+ 在CaMoO 4 中的掺杂比例，可以实现Eu 3+ /Tb 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉发光颜色从绿色到红色的转变，可以通过荧光粉在不同的激发波长下发光颜色的不同来辨别材料的真伪，也可以分批次把不同掺杂浓度的Eu 3+ /Tb 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉加入防伪材料中，观测样品发光的色坐标并与标准色坐标进行比对，从而达到防伪的目的。因此Eu 3+ /Tb 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉有潜力应用于防伪技术领域[ 10 ] 。 本文采用化学共沉淀的方法制备了Tb 3+ /Eu 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉，对样品的晶体结构和形貌分别用X射线衍射仪以及场发射扫描电镜进行了表征。测量了样品的发射光谱和激发光谱，计算了色坐标，通过对不同激发波长下色坐标值的标准差进行比较，找出适用于防伪技术领域的Tb 3+ 和Eu 3+ 的掺杂浓度。
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user: 2. 实验 共沉淀法具有操作简单、经济、沉淀产物粒径小、形貌规则、掺杂均匀等优点，被广泛应用于金属氧化物粉末和陶瓷材料的制备。具体实验流程如下：首先，将Tb(NO 3 ) 3 、Eu(NO 3 ) 3 和Ca(NO 3 ) 3 按所需要的比例(阳离子总量为0.005 mol)溶于20 ml去离子水中，用浓硝酸调节PH值到2左右。将一定量的Na 2 MoO 4 溶于50 ml去离子水，并用氨水调节溶液PH值至10左右。将掺有稀土离子的溶液缓慢的滴入Na 2 MoO 4 溶液中，同时用电磁搅拌器进行搅拌，此时会产生白色沉淀。待所有含有稀土离子的溶液全部滴入到Na 2 MoO 4 溶液中后，继续搅拌30 min，直至反应完全。然后将溶液进行离心洗涤，把沉淀物放入干燥箱，在80℃下干燥3 h。最后将沉淀物在800℃下烧结1 h即可获得Tb 3+ /Eu 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉。掺杂浓度为5% Tb 3+ ，x% Eu 3+ (x = 0.5， 1， 5， 10)。 实验所用的化学试剂均为分析纯。实验中的XRD (X射线衍射)谱是由日本理学公司D/max-2600/pc型X射线衍射仪测得。扫描电镜照片是由日本日立公司S-4800扫描电子显微镜(FE-SEM)拍摄。激发光谱和发射光谱是由英国爱丁堡公司的LFS920荧光光谱仪测得。
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user: 4. 结论 本文用化学共沉淀的方法合成了Tb 3+ /Eu 3+ 共掺杂的CaMoO 4 荧光粉，通过X射线衍射仪(XRD)和场发射扫描电镜(FE-SEM)对样品的晶体结构和形貌进行了表征，测量了各样品的发射光谱和激发光谱，通过光谱的分析证明Tb 3+ 到Eu 3+ 存在能量传递。发现荧光粉在不同激发波长下发光颜色有明显的不同，274 nm激发下的CaMoO 4 荧光粉发黄色光，394.5 nm激发下的CaMoO 4 荧光粉发红色光，486 nm激发下的CaMoO 4 荧光粉发黄绿色的光。一方面可以通过不同激发波长激发下荧光粉发光颜色明显不同达到防伪的目的，另一方面可以在不同的时间段生产的产品加入不同掺杂浓度的Tb 3+ 和Eu 3+ ，实现防伪的特征更新，大大提高防伪材料的可靠性。计算了各样品分别在274 nm、394.5 nm和486 nm激发下的色坐标，通过计算比较色坐标的标准差，发现当Tb 3+ 掺杂浓度为5%，Eu 3+ 掺杂浓度为0.5%时样品色坐标的标准差最大，说明此掺杂浓度下的荧光粉的颜色随激发波长变化最明显，表明此掺杂浓度下的荧光粉可能应用于防伪技术领域。
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user: 宏观经济统计数据匹配性评价
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user: 摘 要 统计数据是政府部门对社会经济运行情况监督、决策分析等管理手段的重要依据，而统计数据的质量关乎着政府部门管理措施的成效，因此对统计数据质量的检验成为政府部门和经济理论研究者共同关注的话题。匹配性评估是统计数据质量评估重要内容，本文基于国内生产总值(GDP)、社会消费品零售总额(LS)、全社会固定资产投资总额(INV)、城镇居民人均可支配收入(UPDI)四个指标，通过综合时间序列和联立方程方法对四个指标的统计数据进行匹配性分析，得出新疆宏观经济统计数据匹配性有待提高的结论，并给出建议。 关键词 :数据匹配性，时间序列分析，联立方程组模型
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user: 1. 前言 一个地区社会经济的均衡发展是科学发展的关键，地区社会经济的均衡发展有赖于统计数据真实可靠的反映客观实际、有赖于统计调查对社会经济状况的有效监督和反馈。统计数据的匹配性评估是统计数据质量评估重要的一环，而数据之间是否协调匹配是其中要点。 目前我国尚未建立制度性的政府宏观统计数据质量评估与管理体系，对宏观统计数据质量的研究多以综合管理和对策性研究为主，如谭斌(2001)关于提高统计数据质量的几点看法[ 1 ] ；在研究视角上，基本上都是从被评估指标自身角度进行设计，对单项指标数据匹配性的评估又主要是围绕GDP等指标展开，如李庭辉(2012)用相对误差率来评估GDP在时间序列方面的数据匹配性 [ 2 ] ；赵翔，程飞，潘英杰(2012)构建相对误差率来评估部分省份GDP数据匹配性 [ 3 ] ；周国富(2013)用空间面板模型对中国地区GDP数据质量评估 [ 4 ] 等。 本文从数据匹配性的角度出发，利用国民生产总值、城镇人均可支配收入、全社会固定资产投资总额和社会消费品零售总额四个指标，通过构建预测值与实际值的相对误差率来评估四个指标的数据匹配性。并且在单指标时间序列分析的基础上引入了联立方程组模型。以上四个评估指标不仅受其他因素的影响，同时也会反作用于其他因素，故考虑用联立方程组模型对四个指标进行预测。结合纵向时间序列和横向联立方程模型两个方面可以对宏观经济统计数据的匹配性做出更为综合的评价。
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user: 2. 分析基础 参考《新疆国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》的目标中提到的与新疆运行状况密切相关的宏观经济指标，根据统计数据的来源、统计方法、以及政府与民众对指标的关注程度，尽可能地考虑了指标的代表性、全面性和数据的可获得性，选取了Y1国内生产总值(GDP)、Y2社会消费品零售总额(LS)、Y3全社会固定资产投资总额(INV)、Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)四个指标作为的主要评估指标。 在判断数据匹配性时，李廷辉、朱一波等学者都是通过构造相对误差率指标来作为评判标准 [ 5 ] 。即 测量第t期实际观测值与根据模型得到的估计值的相对误差， 。如果某年数据相对误差率 则认为该年数据与相关指标数据匹配；反之，则认为不匹配。该相对误差率既反映了地区数据偏离平均水平的偏离程度，又剔除掉了自身规模或水平对离差的影响，因此具有横向和纵向的可比性。
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user: 3. 纵向统计数据匹配性评价 根据新疆统计年鉴、新疆五十年、中国金融统计年鉴等，本文选取了各指标1980~2013年共34年的年度数据。由于Y4城镇人均可支配收入的1981~1984年数据存在缺失，因此对Y4只分析其1985年至2013年的年度数据。为消除指数型变量带来的异方差性，需要对这些数值型统计指标取自然对数。 如表1所示，由ADF检验结果可知，ln(Y1)、ln(Y2)、ln(Y3)、ln(Y4)均为一阶单整序列，且差分后的各变量均非白噪声。由此对各指标考虑时间序列的随机性模型，Δln(Y1)采用ARMA(2，1)模型、Δln(Y2)采用ARMA(3，1)模型、Δln(Y3)采用ARMA(1，2)模型、Δln(Y4)采用ARMA(1，1)模型。对这四个变量模型残差经检验为白噪声。经残差图对比后认为模型预期值与真实值的差距在0.05以上的，是偏离模型预期的数据。 如图1所示，从各因变量的匹配情况看：Δln(Y4)城镇居民人均可支配收入(UPDI)的匹配性最好，仅有6个年份的数据偏离了模型预期，1996年以后数据匹配性都较好；Δln(Y1)国民生产总值(GDP)的匹配性次之，有10个年份的数据与模型有所偏离，普遍呈现实际值比预测值先偏低后偏高的情况；Δln(Y2)社会消费品零售总额(LS)实际值比预测值先偏低后偏高；Δln(Y3)全社会固定资产投资(INV)的匹配性最差。 2000年以前四个指标的相对误差率均在0.05以上，其中1993年以前的数据匹配性尤为不好，2000年以后四个指标的数据匹配性较好。
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user: 4. 横向统计数据匹配性评价 4.1. 模型变量选择 从经济发展来看，宏观经济统计数据相关变量之间的关系具有稳定性。在投入产出环节，与用电量指标相关；在后续流通或消费环节与货运量指标相关；在终期形态上，与财政收入指标、出口总额指标相关。而且这种相关具有渐进的稳定性和结构的稳定性。 我们按照计算国内生产总值的不同方法，确定部分有代表性的指标，如选择支出法中的“出口总值”，选择收入法中的“地方财政总收入”。另外，为作为辅助参考，我们还选择了与经济发展密切相关的“全社会用电量”和“货运量”以增加估计地区经济水平的准确性。 模型变量具体如表2所示。 图1. 待评估指标时间序列模型预测值与实际值相对误差情况 Table 1 Unit root test——Augmented Dickey-Fuller tes 变量 检验类型(c，t，k) ADF统计量 临界值(1%) 临界值(5%) 结论 LnGDP (c，t，0) −1.069936 −4.262735 −3.552973 非平稳 ΔlnGDP (c，t，0) −4.927259 −4.273277 −3.557759 平稳 LnLS (c，t，0) −1.777137 −4.262735 −3.552973 非平稳 ΔlnLS (c，t，0) −5.378534 −4.273277 −3.557759 平稳 lnINV (c，t，2) −2.174374 −4.284580 −3.562882 非平稳 ΔlnINV (c，t，0) −5.920615 −4.273277 −3.557759 平稳 lnUPDI (c，t，1) −2.122010 −4.339330 −3.587527 非平稳 ΔlnUPDI (c，t，0) −5.440368 −4.356068 −3.595026 平稳 表1. 单位根检验——Augmented Dickey-Fuller检验 注：检验类型(c，t，k)分别表示检验平稳性时估计方程中的常数项、趋势项和最优滞后期 Table 2 Model list of variable 前定变量 指标名称 单位 TX 出口总值 万美元 YD 全社会用电量 亿千瓦时 LFR 财政总收入 亿元 HY 货运量 万吨 INV(−1) 固定资产投资滞后一期 亿元 LS(−1) 社会消费品零售总额滞后一期 亿元 内生变量 指标名称 单位 GDP 国内生产总值 亿元 LS 社会消费品零售总额 亿元 INV 固定资产投资 亿元 UPDI 城镇居民人均可支配收入 元 表2. 模型变量列表 4.2. 模型方程解释 1) 经济增长方程 该方程描述了经济增长和财政收入、全社会用电量、货运量的关系。财政收入既是维持国家有效运转的经济基础，又是国家调节经济的有效手段，同时，在一定的政策下，地区财政收入的多少与产出之间存在高度的相关关系。货运量则是反映经济景气程度的一个重要内容，地区经济主要还是需要运输来完成的经济，因此引用全社会用电量和货运量两个解释变量。 2) 社会消费品零售总额模型 该方程描述了社会消费品零售总额和城镇人均可支配收入、社会消费品零售总额滞后期的关系。社会消费品零售总额的数据质量评估涉及到可支配收入和社会消费品零售总额两个指标，其中社会消费品零售总额为被评估的对象，可支配收入是核心匹配指标，而可支配收入有不同的指标，根据数据的可获取性原则，选取城镇居民人均可支配收入。 3) 固定资产投资需求方程 该方程描述了固定资产投资和GDP、固定资产投资滞后期的关系。根据固定资产投资的影响因素分析可知，一个地区固定资产投资受其影响最直接的途径是经济发展水平和其历史时期的固定资产投资规模的影响，故而此处引入了GDP和INV(−1)两个解释变量 [ 6 ] 。 4) 城镇人均可支配收入模型 该模型描述了城镇人均可支配收入和固定资产、出口总值、消费品零售总额、用电量、地方财政收入的关系。城镇人均可支配收入受经济发展水平、政策导向、贸易情况、社会环境等方面因素的综合影响，故而引进固定资产投资、地方财政收入、出口总值、用电量四个指标分别代表这四方面的影响。 联立方程组模型整体检验采用了连续事后预测。方法是将模型中的内生变量29年实际数值赋予模型，各年外生变量取实际值，计算预测结果与实际数值之间的误差。 对27个年份数据匹配分析，四个待评估指标中没有一个年份是四个指标相对误差率均在0.05以内。匹配性最不好的年份是2005年和2006年，四个指标的相对误差率均超过0.1。其余二十五个年份四个指标至少有一个指标是匹配的。2000年以后四个指标的数据匹配性较2000年前稍好。 如图2所示，分指标来看，四个指标的匹配性都不好。Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)的偏离情况最严重，21个数据误差较大。Y1国内生产总值(GDP)有17个数据偏离，预测值具有明显的周期性。Y2社会消费品零售总额(LS)有14个数据偏离，其误差逐步加大，最后逐步缩小。Y3全社会固定资产投资(INV)有12个数据偏离，其相对误差逐渐缩小。由于方程4的设定，Y2社会消费品零售总额(LS)和Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)的数据偏离情况具有联动性，两个指标同年度下都偏高或都偏低。
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user: 5. 结论及建议 5.1. 结论 本文选取的四个待评估指标中，纵向匹配性最不好的指标是Y3全社会固定资产投资(INV)，横向匹配性最不好的指标是Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)。整体来看：2000年以后的数据匹配性比2000年以前的好；纵向匹配性比横向匹配性好，横向匹配性较差。根据以上对统计数据匹配性的分析，可以得出新疆宏观经济统计数据匹配性有待提高的结论。 Y3全社会固定资产投资(INV)的匹配性不好，分析其原因，新疆受的投资导向型经济发展和受偶发事件的影响较大是关键。政府在经济发展中有宏观调控的作用，对口援疆等政策对新疆的固定资产投资影响较大，全社会固定资产投资应该是成几何级数增长的，所以造成实际值比拟合值偏高。 Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)一直保持较快发展，其增长速度远远高于匹配性指标的增长速度，这是导致该指标匹配性较差的原因。此外，城镇居民人均可支配收入的来源很多，统计不方便，由此造成的统计数据偏差也导致该指标匹配性较差。 2000年以前的数据匹配性较为不好，均与当时的新疆经济形势发展有关。21世纪以来，随着新疆统计体制机制不断完善，同时经济运行也相对稳定，各宏观经济数据匹配性较之前有一定改善。 图2. 待评估指标联立方程组模型预测值与实际值相对误差情况 5.2. 建议 首先，在本文分析过程中发现四个评估指标中Y3全社会固定资产投资(INV)和Y4城镇居民人均可支配收入(UPDI)匹配性不好均与政府导向有关，建议自治区政府做宏观调控的时候注重经济的健康平衡发展。 其次，要提高统计数据的匹配性，就要确保统计数据真实可靠。需要继续健全统计指标和统计方法，完善统计指标体系增加数据透明性，强化数据监控过程，提高统计人员综合素质。 最后，多指标全口径衡量经济发展。近年来人们对经济的关注度大多集中在GDP数据上，官方GDP数据在传递上已不知经过了多少只手，其中的人为因素显然不容忽视，真实性也因而大打折扣。2010年提出的克强指数，其耗电量、铁路货运量和银行贷款发放量三项指标项项涉及真金白银，几乎不存在作假可能性。而克强指数与官方发布的GDP走势相对照，发现趋势上总体一致，但在上下波幅上，前者的表现比后者剧烈的多。以此为例，多指标全口径的衡量经济发展，不单纯凭借某一指标来评定经济发展，均分社会公众关注的舆论压力，可以缓解统计数据注水现象，从而提高宏观经济统计数据匹配性。
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user: 摘 要 提高农村居民消费水平对提升云南经济整体发展水平具有重要的战略意义。本文选择1991~2012年间云南农村居民消费支出的相关数据，采用主成分回归方法对影响农村居民消费的因素进行分析。研究结果表明：农村居民人均纯收入与农村居民消费水平呈显著正相关关系；农村居民消费支出对CPI变动比较敏感；农村居民消费结构的变化与农村居民消费水平呈显著负相关关系。 关键词 :农村居民消费支出，主成分回归，人均纯收入，消费价格指数
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user: 1. 引言 消费、投资与出口是拉动经济发展的三驾马车，在如今产能过剩、国际经济低迷的背景下，投资与出口显得力不从心，消费对经济发展的重要性突显出来，拉动内需成为各级政府的共识。云南省作为中国西部地区比较有特色的一个省份，长期处于中国经济版图中落后的一块，如何让经济快速发展起来，无论是对云南省自身还是整个中国经济均衡发展，都有着不可忽视的重要意义。而占云南省人口70%的农村居民的消费在云南省经济发展中所起的作用也就勿庸置疑，农村市场是一个极具发展潜力的市场，发展农村市场对扩大内需从而发展农村经济有着重要的意义。农村居民消费不仅受人均收入水平低的影响，还受消费环境、消费市场、消费观念、消费政策以及消费体制等各种因素的制约。因此，找出影响农村居民消费的因素的相对重要性，并提出对策建议，对提高农村居民消费水平有着重要的作用。 在现有关于农村居民消费问题的研究中，大多数都是采用普通最小二乘法(OLS)进行多元回归分析，但是该方法要求被纳入模型的各个解释变量之间是相互独立的。而在实证分析中各经济指标之间往往都存在相关性，甚至可能存在严重的多重共线性。若盲目地采用OLS方法进行回归分析而不消除经济指标之间的多重共线性，就很难得到科学合理的结果。因为完全共线性下参数估计量不存在，近似共线性下OLS估计会导致估计量的方差变大，变量的经济意义不合理，变量的显著性检验和模型预测功能将失去意义[ 1 ] -[ 3 ] 。为了解决这一问题，本文先给出云南省农村居民消费需求的影响因素，并解释其影响机理，再运用主成分回归分析法进行计量分析，以期根据相关的分析结果能对相关部门提供有价值的建议。
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user: 2. 云南省农村居民消费现状 2.1. 云南省农村居民消费水平较低 近年来，随着云南农村居民收入的逐年提高，农村居民的消费开支也在不断扩大，尤其是在旅游、餐饮、住房、购车、数码电子产品上的开支不断增长，全省居民消费水平也得到了较大提升，但与国家、经济发达省市和周边省份比仍有较大差距，2013年云南农村居民人均消费水平与全国人均消费水平比少了1406元，比四川省少2071元，比重庆市少535元，与经济发达省份上海、天津、浙江等省市比差距更大。 而从省内城乡消费差距来看，近年随着国家对“三农问题”的重视，给予了农村地区一些优惠政策，使农民的收入增加、消费提高，城乡差距幅度有所下降，但不容置疑的是云南使城乡消费差距仍然比较大。1990年云南城镇居民人均消费支出为1272.09元，农村居民人均消费支出为453.03元，城乡消费水平之比为2.81:1；到了2012年，城镇居民人均消费支出为13，883.93元，农村居民人均消费支出为4561.33元，城乡消费水平之比为3.04:1。可见云南城乡居民消费差距比较明显，这将不利于云南经济的有序发展。 2.2. 云南省农村居民人均消费支出增长速度慢 总体上，云南居民人均消费性支出呈逐年增长的趋势，尤其是在1990年以后，由于改革开放的大力推进，人民生活水平得到改善，农村居民的消费水平呈现较快的增长趋势。农村居民人均消费性支出由1990年453.03元，增长到2012年的4561.33元，增长了近9倍，年均增长11.07%。另一方面，云南省人均GDP也是逐年上升，尤其是在进入21世纪以来增长速度尤其明显，人均GDP由1990年451.07元，增长到2012年的10，309.47元，增长了近22倍，年均增长率为15.28%。两者相比可知，云南农村居民消费支出的增长严重滞后于云南经济的增长。 2.3. 云南省农村居民消费结构不尽合理[ 4 ] 消费结构通常可由某项消费支出占总消费支出的比重表示，其中食品支出占总消费支出的比重即为恩格尔系数，它是衡量一个地区生活水平高低的重要指标。云南农村居民人均消费支出结构见表1。 从表1可以看出，云南农村居民的恩格尔系数逐年下降，但依旧维持在50%左右，这表明食品支出是云南农村居民总支出的主要部分；此外，满足人们基本生存的消费需求(衣、食、住)占据了云南省农村居民消费近8成的比重，而享受型、预防型的通讯、医疗、娱乐教育之类的消费比重较低。可见，云南农村居民消费依旧停留在物质生活消费和基本生存资料的消费，对精神消费和享受资料的消费严重不足，突出显示农村居民消费结构不合理的现状。可喜的是，通过上表中的消费资料数据可以明显看出云南省农村居民在发展型的教育消费方面呈上升趋势，人们越来越重视对教育的投资。
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user: 3. 制约云南省农村居民消费增长的因素[ 5 ] 3.1. 收入水平是影响消费水平的直接因素 收入是消费的前提，收入水平的高低决定着消费能力的高低，并直接影响居民消费信心、消费欲望和消费潜能。收入是消费的来源和基础，是影响消费的最重要因素[ 6 ] 。一方面随着云南经济的持续较快发展，云南居民的收入也在不断的增加，为提高居民的消费不断注入了新活力。另一方面消费随着收入的增加而增加，收入的增加确保了云南居民消费的信心，促进了消费水平的提高和升级，有效地拉动了居民消费水平的提高。 一般情况下，当前可支配收入越多，消费量就越大；高收入就会高消费，中收入就会中消费，低收入就会低消费，没有收入不消费，说明收入增长是拉动消费的基础，是决定居民消费能力的直接因素。当可支配收入越高，未来预期收入越乐观，收入差距越小，消费水平越高。 Table 1 The main structure of rural residents consumption in Yunna 年份 恩格尔系数 衣服 家庭设备&居住 娱乐教育 其它 2008 49.59% 4.00% 24.91% 5.64% 15.86% 2009 48.21% 4.69% 22.03% 6.07% 18.99% 2010 47.21% 4.73% 23.71% 6.08% 18.27% 2011 47.10% 5.23% 22.77% 6.03% 18.88% 2012 45.61% 5.29% 23.05% 6.34% 19.72% 表1. 云南农村居民人均消费的主要支出结构 3.2. 物价变动影响人们的购买力和居民的消费水平 当前物价变动或预期物价上涨与否会影响人们的购买能力和水平，物价越高，人们购买力降低，物价越低，购买力越高。如果预期物价上涨，居民将会减少现金的持有量，增加购买力，而预期未来物价下降则会增加现金持有量，减少现金购买力。从云南的物价看，一方面，物价由于受食品等物价上涨影响而使居民消费价格指数一直处于上涨中，物价上升，居民有可能预期储蓄货币会贬值，部分居民会选择消费，购买一些认为保值的商品；另一方面，居民可能会对物价的温和上涨已有一定的适应能力，不会过多考虑物价的因素而影响消费。 3.3. 传统的消费习惯和模仿性对消费也产生较大影响 消费具有长期的习惯性和模仿性，居民消费心理(从众、求异、攀比、求实)的变化也会影响进而引发消费的增长。历来大多居民提倡节俭、求稳，也是云南居民的普遍心理，这种消费观念短期内不会因环境的变化而变化。但也不乏有追求时尚爱美的年轻人有购时尚的冲动，随着新产品的不断出新，以网络消费为代表的新兴消费品市场发展迅猛，为消费品市场发展注入新动力。传统产品的升级换代，传统消费品市场在增速放缓中进行调整转型升级，出现了一些新亮点。加之消费品零售业纷纷主动进行调整转型升级，组织化程度、促销方法和手段有所提高，一定程度满足了居民的消费需求。居民消费的从众、求异、攀比、求实心理会促使消费进一步扩大。
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user: 4. 云南省农村居民消费因素的计量分析 4.1. 指标的选择与数据来源 本文根据以上对影响云南农村居民消费支出的因素分析和考虑数据的可获得性，将云南农村居民人均消费支出( )作为被解释变量，解释变量包括：云南农村居民人均纯收入( )、云南农村居民消费价格指数( )、云南人均GDP ( )、恩格尔系数( )。变量 、 、 、 的数据均来源于《云南省统计年鉴》， 是根据《云南省统计年鉴》中食品支出占总消费支出的比重计算所得。 4.2. 主成分回归的计量分析 1) 主成分分析 对解释变量云南农村居民人均纯收入( )、农村居民消费价格指数( )、人均GDP ( )、恩格尔系数( )进行主成分分析，结果见表2和表3。 表3中变量 、 、 和 分别是变量 、 、 和 的标准化，即： ， ， ， . 其中： 1968.29、 105.52、 7280.83、 56.11%分别为 、 、 和 的均值， 1335.76、 6.95、 5820.52和 0.07分别为 、 、 和 的标准差。 从表2可以看出，第一主成分解释了总方差的73.875%，而前两个主成分的累计方差贡献率高达95.805%，这表明前两个主成分已经反映了原始数据95.805%的信息。由表2和表3可知，四个主成分可由标准化变量表示为： Table 2 The rate of variance contribution of principal componen 主成分 特征根 方差累计贡献率(%) C1 2.955 73.875 C2 0.877 95.805 C3 0.167 99.974 C4 0.001 100 表2. 主成分方差贡献率 Table 3 The coefficient of principal componen 主成分 C1 C2 C3 C4 ZAI 0.979 0.107 0.172 −0.022 ZCPI −0.420 0.907 0.017 −0.001 ZAG 0.979 0.130 0.154 0.023 ZEC −0.928 −0.161 0.336 0.001 表3. 主成分系数 (1) 2) 主成分回归分析 ① 模型构建及估计 尽管前两个主成分已包含了解释变量95.805%的信息，本文为比较模型的优劣，建立以下3个模型： (2) (3) (4) 采用最小二乘法并利用消费支出数据和各主成分得分数据对上述3个模型进行估计，结果见表4。 由表4可知，模型(4)中第四主成分的回归系数不显著；而模型(3)的回归结果要优于另两个模型，模型(3)的回归系数均显著，其修正可决系数比另两个模型要高，而其AIC值比其他两个都小，这表明模型(3)对数据的拟合效果最好，本文选择模型(3)，其回归方程为： (5) ② 主成分回归与OLS回归的比较 将主成分回归模型(3)与传统OLS回归作比较，WHITE检验结果显示主成分回归与OLS回归均不存在异方差；LM检验结果表明两者的残差序列存在自相关现象，本文采用广义差分法，在两模型中加入AR(1)、AR(2)作为解释变量，以消除模型的自相关。 从表5可以发现，修正的可决系数和AIC值显示主成分回归模型的拟合效果要优于OLS回归，绝对平均误差百分比(MAPE)表明主成分回归的预测精度要优于OLS回归。此外，从方程的显著性检验结果来看，主成分回归模型的系数都很显著，且通过F检验。而OLS回归虽然通过F检验，但模型的系数不是很显著，可能存在多重共线性。因此，本文后续分析采用主成分回归结果，其模型为： Table 4 Comparison of principle components regression model 系数检验(P值) F检验 (P值) AR2 AIC C C1 C2 C3 C4 模型(2) 0.000 0.000 0.003 0.000 0.9716 13.4765 模型(3) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.9900 12.4692 模型(4) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.703 0.000 0.9895 12.5479 表4. 主成分回归模型的对比 Table 5 Comparison of principle components regression and OLS regressio 系数检验(P值) F检验(P值) 主成分回归 C C1 C2 C3 AR(1) AR(2) 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.020 OLS回归 C AG AI CPI EC AR(1) AR(2) 0.000 0.886 0.948 0.065 0.147 0.304 0.000 0.012 AR2 AIC MAPE 主成分回归 0.99454 11.903 5.99% OLS回归 0.99453 11.930 6.96% 表5. 主成分回归与OLS回归的对比 (6) ③ 模型整理及解释 为了便于解释模型的经济意义，有必要将主成分回归模型还原为原始指标变量的回归模型。将(1)式代入(6)式可得： (7) 进一步将上式转化为原始指标变量为： (8) 从主成分回归方程可以看出：农村居民人均纯收入对农村居民消费支出的影响比较大，人均纯收入每增加1元，农村居民人均消费支出随之平均增加0.543元，这表明收入依然是影响我国农村居民消费需求的主要影响因素之一；农村居民消费支出对物价指数的变化比较敏感，CPI每提高1%，农民人均支出将减少14.806元；云南人均GDP对农民消费支出有积极的影响，人均GDP每增加1元，农村居民消费支出平均增加0.124元；恩格尔系数反映了一个地区的贫富程度，它与农村居民消费支出呈负向相关，恩格尔系数每降低1%，人均消费支出平均增加7256.41元。
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user: 5. 政策建议 5.1. 提高农村居民收入 占全省人口70%的农村居民是一个庞大的消费群体，但农村低收入人群拥有的财富很少，手中没钱可花，当然消费动力就会很低。所以要提高农村的消费水平，拉动内需，最重要的是要提高农村居民的收入水平。提高农民收入的核心是如何提高农民的劳动生产率：首先，必须从以自然条件为基础的农业转变为以科学技术为基础的农业，加快农业产业化经营，提升农产品质量，延伸农业产业链，提高农产品利用率；二是加大农村教育投入，让农民成为有文化、懂技术、会经营的新型农民。 5.2. 采取有效措施抑制物价过快上涨 农村居民对物价的变化很敏感，随着物价指数的上升，居民消费支出有较大幅度的减少。若物价指数上涨超过名义收入的增速，实际上会降低农民的收入水平，这对收入相对较低的农村居民而言更为严重。因此，政府有必要采取更加有针对性的政策对物价进行调控，保持经济平稳运行，给农村居民消费创造一个良好的环境。 5.3. 优化农村消费供需结构 云南农村居民消费依旧停留在物质生活消费和基本生存资料的消费，对精神消费和享受资料的消费严重不足，满足人们基本生存的消费需求(衣、食、住)占据了云南省农村居民消费近8成的比重，而享受型、预防型的通讯、医疗、娱乐教育之类的消费比重较低。政府有必要采取合理的财政、经济政策，加大农村文娱、体育服务的供给，增加价格合适的高质量产品供给，以满足广大农民的需求，引导和鼓励农民平衡消费。
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user: 摘 要 为了防范自然灾害和环境污染，日本高度重视环境事件与自然灾害应急管理工作，防灾减灾体系建设日趋完善。本文针对日本环境管理与灾害应对的法律法规体系、应急组织机构建设与运行机制、应急管理体系、灾害预防与应急技术方法等角度梳理了日本环境管理与灾害应对的现状，提出可供我国环境管理与事故应急所借鉴的经验。 关键词 :环境与灾害管理，应急体系，法律法规，组织机构，技术方法
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user: 1. 引言 日本是一个自然灾害多发的国家，其应急管理多针对地震、洪水与核辐射等灾害。日本在战后由于重工业和沿海工业集中区的发展等原因，造成了严重的环境污染。由此，日本开始高度重视环境管理和人体健康与生态风险防控等工作。早期环境管理的目的是防止公害、解决具体的环境污染问题，逐步演化为预防公害发生、保护自然和生活环境、提高环境质量政策，最后形成了综合性的环境保护政策。 本文针对日本环境管理与灾害应对的法律法规、灾害应对与环境应急组织机构建设与运行模式、环境管理体系灾害预防与管理、应急信息系统建设等方面梳理了日本环境管理与灾害应对的现状，分析总结了可供我国环境管理与事故应急所借鉴的经验。
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user: 2. 法律法规体系 日本在防灾减灾方面始终坚持“立法先行”的理念，其在环境应急方面建立了完善细致的应急法律管理体系，环境应急管理法制建设位于世界前列。目前日本共有122部环境危机管理法律，其中基本法10部、程序法2部、组织法12部、灾害预防法31部、灾害危机对策法26部、灾害复原振兴法36部、其他法律5部。从应急管理的各个阶段来看，可将日本的应急管理法律体系分为基本法、灾害预防和防灾计划相关法、灾害紧急对应相关法、灾后重建和复兴法、灾害管理组织法五大类型[ 1 ] 。
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user: 3. 组织机构与运行机制 日本的应急管理机构较完善，建立了国家级和地方级的常规应急管理组织机构，管理机构非常注重部门之间、国家与地方之间的协调应对，最大限度地减少突发环境事件给国家带来的经济损失。 日本1961年设置了“中央救灾委员会”作为全国综合协调机构。2001年1月将原有的“国土厅”、“运输省”、“建设省”和“北海道开发厅”合并为国土交通省。把原附属于国土厅的“中央防灾会议”改为直属于总理内阁府，并设置专职大臣[ 2 ] [ 3 ] 。该大臣有6项基本职权：具有特命主管的身份；负责编制相关规划；在制定灾害危机管理基本政策时进行总体协调；在出现大规模环境危机时，担任紧急灾害对策本部副本部长(首相任本部长)和国家非常灾害对策本部长；制定应急策略；负责信息收集、传播和紧急措施的执行。环境省是中央防灾会议或临时成立的对策本部的成员[ 4 ] 。 日本核事故应急管理体系与中国的类似。国家核事故对策总部由经济产业省、科技厅、防卫厅、警察厅、厚生省、农水省、国土厅、海上保安厅、气象厅、消防厅等部门组成[ 5 ] 。对策总部的最高长官由经济产业省大臣和科技厅长官分管承担，前者掌管核电站应急事宜，后者负责核燃料和同位素生产方面的应急事宜。当发生涉及到公众需要撤离的严重核事故时，则由首相亲自担任核事故对策总部的最高指挥官，统一指挥消灾对策的一切活动。当核电站发生事故时，核电站通过电力公司向经济产业省和地方政府通报情况，地方政府的核事故对策分部立即组织居民实施应急响应行动，如隐蔽、撤离、医疗救护等。经济产业省对地方事故应急分部所采取的应急行动给予指导和支持，必要时还派遣专家亲赴现场。 日本环境危机管理以“自己生命自己守护”、“自己的城市自己保护”为基本宗旨，构建了“公救–共救–自救”多元协同的危机应对体系，在环境危机管理中充分发挥了社会各界的能动性，充分动员社会力量[ 6 ] 。公私合作已成为日本危机管理的一大特色，政府与私营部门、事业单位之间通过法律法规或签订协议等方式明确在特定灾害情况下的职责分工，充分动员社会各方的资源，提高环境危机管理的有效性。日本针对防灾减灾进行长期的社会教育，一直注重从小培养国民的防灾减灾意识，教授灾害救援知识，并鼓励民众自发组织救灾团体，提高公民的“自助”与“公助”能力[ 7 ] 。
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user: 4. 应急管理体系 日本实行的是全政府型的环境应急管理体制。从纵向上看，这一体制以每一级政府的行政长官为最高指挥者，每一层级政府的各应急管理部门一一对应。在地方自治体中也以地方行政长官为首设置不同级别的灾害对策本部，负责本地区的危机处置。从横向上看，每一层政府都设有专门的危机管理总监，负责整个危机管理中的信息沟通和工作协调。在具体事件发生时，由地方管辖一般性灾害，各级地方政府根据《灾害对策基本法》设置危机对策本部。若遇重大灾害，则由内阁总理大臣在灾害发生后30分钟内征询中央防灾会议意见，并经内阁会议通过，在总理府设立临时的紧急灾害对策本部，组成危机管理中心，对灾情进行分析处理，根据紧急程度由防灾大臣或首相亲自担任本部长，直接领导与指挥抢险救灾工作；对一些重大事故，根据情况，可以经内阁会议决定设立事故对策本部，由担当大臣任本部长。同时，以基层政府首先处理危机事件为原则，根据灾害事故的危害程度，设置不同级别的灾害对策本部。从横向上看，每一层政府都设有专门的危机管理总监，负责整个应急管理中的信息沟通和工作协调(图1)。 日本环境危机管理起步于大规模自然灾害和工业公害的对应处理，已逐步从“综合防灾管理” 转向“国家危机管理体系”，注重提高中央防灾机构的地位和功能，强化首相和内阁官房长官的危机管理指挥权和协调权，形成了“防灾减灾–危机管理–国家安全保障”三位一体的危机应对系统。其环境应急管理主要覆盖各种突发性危机事件，包括地震、洪水、火山爆发等自然灾害以及火灾、核燃料泄漏、毒气爆炸等人为灾害[ 8 ] 。 日本政府针对不同类型的自然灾害均制定了专项防灾计划和应急处理预案。预案的制定经历了由单项防灾预案向综合防灾预案，再向预警应急管理的发展过程。预案注重灾害预防和各种地方、民间资源的整合，同时加强其实用性和可操作性。 日本的环境应急预案遵循“4M”原则，即预案的内容包括对个人行为的要求、设备设施的维护、环境信息公开渠道和管理的内容。日本环境应急的特点是职责分工较为明确。事件发生后由企业负责人快速将信息上报至政府管理部门，日本环境政策课作为应急指挥中心，由行政长官担任应急指挥总务部长，根据事件情况作出判断，并向事件涉及的部门下达指令。企业要在应急专家的指导下开展应对响应，开展现场处置与污染物回收。应急终止后，企业需要对污染源现状、排放达标情况进行确认，对环境介质进行跟踪监测，并提交监测报告[ 9 ] (图2)。
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user: 5. 灾害预防与应急技术方法 日本的灾害预防及管理技术主要集中于核事故灾害管理和地震灾害预防等方面。在核事故灾难管理方面，日本核事故场外应急响应中心主要有显示系统、辐射监测系统、气象信息系统、网络系统、通信设备、卫星通信系统、器材和设备等作为技术支持。在地震灾害预防管理方面，由于地震可能引起有害物质的发生、排放和泄露，既要迅速采取应急措施，又要实施防止污染影响扩散的措施，并与受灾地区实施消防、急救、避难诱导等措施的相关机构和团体进行密切的合作。为此，日本《防灾业务规划》对 图1. 日本中央防灾会议组织图 图2. 日本环境应急流程 地震灾害发生时的应急对策提出了3条要求。第一，加强与相关机构联系，收集有关灾害信息。第二，实施应急措施。第三，配合地方机构设立面向受灾居民的服务窗口，宣传环境省实施的灾害应急措施，接受居民咨询。 日本应急信息系统是由信息联络系统、受灾信息收集系统和宣传、信息披露、媒介应对系统等子系统组成，为及时了解和掌控危机应急进程提供了技术保障。日本建设了由固定通讯线路(包括影像传输线路)、卫星通讯线路和移动通讯线路组成的“中央防灾无线网”[ 10 ] 。遥感技术、数据库和网络通的应用，准确定位受污染区域，获取事故地点周边敏感目标信息、污染物浓度与时间变化趋势，并将现场污染信息快速、准确地传送到决策与协调机关，提高应急处置效率。
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user: 6. 对我国的启示 日本形成了基本法、程序法、组织法、灾害预防法、灾害危机对策发、灾害复原振兴法的法律体系，通过制定一系列法律、条例，日本进一步细化了各级政府的职责范围，以及在应急状态下应采取的具体措施，并明确规定社会团体参与应急管理的途径、方式，特别是要求企业制定个性化的应急管理预案及环境污染防治措施。 日本把完善的应急预案作为突发性环境污染事故救援和应急处置工作的前提和关键，并以此作为制定恢复措施的根本依据。突发性污染事故发生后，必须依据应急预案相关内容及时有效地处置和治理，最大限度地减弱事故对环境和人的危害。完整的应急预案内容涵盖人员、目标、原则、组织体系、预警、通报联络、应急响应、紧急处理、应急保障、信息反馈等方面，可用“4 M”概括，即个体、机械、媒介和管理。 事故发生后，企业负责人必须迅速将情况报告政府管理部门，日本环境政策课作为应急指挥中心，需在第一时间作出反应。由行政长官担任应急指挥总务部长，并根据事故原因、事故类型和事故现场状况作出最初判断，同时向涉及应急事故的消防署、警察署、保健所、公用下水道管理课、健康福祉课等下达指令。若涉及重大灾害事故或有害物质污染，有害物质管理课、农业农村事务管理局和防灾危机管理局迅速参与应急响应。现场各关系课分区域进行事故应急指挥、对策指导、样品采集与分析，分析结果最终发送到县环境事务所。由于做到了分工明确，各负其责，因而日本的应急工作能够平稳、有序地开展。 在政府鼓励和非政府组织带领下，地区或社区组织和居民自主自发成立了防灾救灾市民团体。平时进行防灾训练，开展防灾知识教育和活动，灾害发生时能做到自救、互救。其次，与红十字会、社区医院、各民间电视台等签订协议，委托这些机构在灾害发生时进行协作和救援，并明确征用物资的程序、费用负担和保险责任。同时，与一些民间团体签订协议，形成一个部门齐全的防灾应急网络。此外，政府与企业、公益事业团体之间通过制定法律法规或协议等方式，明确特定污染事故发生情况下的职责分工，注重发挥社会各界的主观能动性，充分调动社会各方资源，从而提高环境应急管理的有效性。 信息通讯是日本环境应急管理体制的重要环节，日本建立起一套以现代通信技术为基础的全覆盖式防灾通讯体系。首先，日本专门的信息情报机构能够快速、准确地将灾害信息传送到决策与协调机关，使之能做出正确的判断，及时采取初动措施。其次，全覆盖的防灾网络能够实现政府间、政府与其他部门间、城乡之间的沟通与协作，并及时向公众传播灾害的最新情况，稳定民心。最后，一些新兴通讯技术能够及时定位受害人，提高救援效率，减少灾害损失。 在日本的环境保护应对自然灾害的经验中，值得我国认真学习借鉴的方面包括：建立从预防、应急到灾害(事件)恢复重建全过程的环境灾害(事件)应对体系，而不是简单的灾害(事件)发生时的应急对策；引入“公救、自救和共救”的理念，建立政府救助、受灾者自救和社会共救的应急体系；建立专项环境灾害(事件)应对规划和方案，并力求具体可行；加强国家环境灾害(事件)应对专业队伍建设，建立应急物资储备制度；重视信息收集和发布体系建设。
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user: 摘 要 目的：研究2个芒果品种果实对炭疽病的抗性差异及其相关生理基础，为利用抗病性诱导技术防治芒果采后病害提供理论依据。方法：以两个芒果品种“吉禄(Zill)”和“凯特(Keitt)”为试材，通过人工接种和未接种芒果炭疽菌的方式，比较2个品种芒果采后抗病性的差异，并测定了两个芒果品种在果实发育和贮藏过程中苯丙氨酸解氨酶(PAL)、过氧化物酶(POD)和多酚氧化酶(PPO)等防御酶的活性以及过氧化氢(H 2 O 2 )、总酚和木质素等次生抗菌物质含量的变化。结果：对接种炭疽菌的芒果果实，“凯特”芒果的病斑直径显著小于“吉禄”芒果，对未接种炭疽菌的芒果果实，“凯特”芒果的病情指数显著小于“吉禄”芒果，表明“凯特”芒果果实对炭疽病的抗性强于“吉禄”芒果；与“吉禄”芒果相比，在果实发育和贮藏过程中“凯特”芒果果实有较高的苯丙氨酸解氨酶(PAL)、过氧化物酶(POD)和多酚氧化酶(PPO)等防御酶的活性以及过氧化氢(H 2 O 2 )、总酚和木质素等次生抗菌物质的含量。结论：“凯特”芒果对炭疽病的抗性强于“吉禄”芒果，并且这些防御酶和抗性物质可能在芒果果实对炭疽菌侵染的抗性反应中起着重要的作用。 关键词 :芒果，抗病性，炭疽病，防御酶，抗性物质
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user: 1. 引言 芒果(Mangifera indica L.)属于呼吸跃变型果实，采后呼吸代谢比较旺盛，容易后熟而变黄变软。随着芒果果实的成熟和衰老，果实对病害的抗性逐渐减弱[ 1 ] 。芒果在田间生长过程中容易遭受病原微生物的潜伏侵染，导致果实采后成熟过程中病害的发生，造成严重的经济损失。由Colletotrichum gloeoporioides引起的炭疽病是芒果采后病害中危害最严重的一种病害[ 2 ] 。目前，在实际生产中最常采用化学杀菌剂来控制芒果炭疽病。但人们逐渐发现使用化学杀菌剂带来了各种问题如环境污染、农药残留以及病原菌抗药性等，从而开始限制化学杀菌剂的大量使用[ 3 ] 。因此，寻求新型环保高效的防病保鲜技术，以取代或减少化学杀菌剂在芒果防腐保鲜上的使用，具有重要的经济意义、生态意义和社会意义。近年来，抗病性诱导技术已经引起越来越多科技人员的重视。由于不同品种的抗病性存在差异，利用不同果蔬自身的固有抗病性是控制采后损失的安全、有效的措施之一[ 4 ] 。利用各种诱抗因子提高果实的自身抗病能力可以实现控制芒果采后病害发生的目的[ 5 ] 。因此，研究芒果抗病性差异及其相关生理机制，对利用抗病性诱导技术防治芒果采后炭疽病具有重要的理论意义。“吉禄(Zill)”和“凯特(Keitt)”是从国外引进的两个晚熟芒果品种，原产于美国佛罗里达州，在广西、四川和云南有大量种植。尽管这两个品种的抗炭疽病差异在以前已经被研究报道[ 6 ] ，即“凯特”抗病性强于“吉禄”，但是采后芒果果实对炭疽病侵染的抗性机理尚未弄清楚。许多研究表明，防御酶系统在果实的抗病性中起着重要的作用。如苯丙氨酸解氨酶(PAL)、过氧化物酶(POD)和多酚氧化酶(PPO)等防御酶活性的提高与香蕉和桃果实采后抗病性的增强密切相关[ 4 ] [ 7 ] 。另外，过氧化氢(H 2 O 2 )、总酚和木质素等抗性物质的含量与抗病性的强弱密切相关，抗病性强的果实这些物质含量越高[ 7 ] -[ 9 ] 。目前，防御系统在不同品种芒果的采后抗病性中的作用有待进一步研究。为了能够利用各种诱抗因子诱导芒果果实提高自身的抗病能力，从而有效防止果实采后炭疽病的危害，我们有必要对这两个品种果实采后抗病性的差异及其相关生理机制进行研究。我们以芒果品种“吉禄”和“凯特”为试材，采用人工接种炭疽菌和自然贮藏相结合的方法，研究2个芒果品种对炭疽病的抗性差异及其与抗病性有关的PAL、POD和PPO等防御酶的活性和H 2 O 2 、总酚和木质素等抗性物质含量的关系，为利用抗病性诱导技术防治芒果采后炭疽病提供理论依据。