DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 主要结果 令 ，则系统(3)成为 (4) 如果 是(4)的 周期解，则 是(3)的 周期解。令 在此范数下， 是Banach空间。定义 和 分别为 定义投影 和 为 易知 ， 是 的闭集，这里 。于是 是指标为零的Fredholm算子。 为了叙述方便，我们引进下述记号 考虑算子方程 ，这里 ，即考虑 (5) 若对于任意的 ， 是(5)的 周期解，令 则 (6) 由(5)和(6)得 (7) (8) 为了叙述方便，记 对于函数 ，易证下面的引理(证明略) 引理2. 若 是连续的正 周期函数，则对于函数 和 ，我们有 (i)对于固定的 ， 关于 单调减少。 (ii)对任意的 ，当 时， 。对于固定的 ，当 时， 关于 上升，而且当 时， 关于 上升。 (iii)对 ，当 时， 。 (iv)对 ，当 时， 。 (v)对 ，当 时， 。 定理1. 若 是连续的正 周期函数，则系统(4)至少有一个 周期解。 证明. 由(7)的第一个方程易知 ，由引理2的(iii)知 。由(8)的第一个方程和引理2的(i)知 ，于是对 ， 。由(7)的第二个方程和引理2(ii)得 ，于是由引理2(iv)得 。由(8)的第二个方程和引理2(ii)得 。于是对 ，由引理2(v)得 。故 。 记 。 是U的有界开集，我们将证明N在 是L-紧的。事实上， 满足 易知 和 都在 连续， 在 上有界且 是紧的，于是 是L-紧的。注意到 ，所以 是同构恒等映射。于是引理1的条件(1)成立。 往下我们证明：对于任意的 ， 。事实上，若不然，则存在 使得 (9) 由积分中值定理，存在 使 用上面同样的证明方法得 。这与 矛盾。 为证明 ，我们预先建立下面的引理。 引理3.若 ， 则 是同伦映射。 证明对于 ，易知 ，因此只要证明当 或 且对于 ， 或 时， 。因 ，所以当 时， 。当 ， ，且当 ， ，于是只要证明对 ， 。 若 满足 同样用积分中值定理，存在 使 (10) 若 ，由引理2(iii)，当 时， 。于是 这与(10)的第一个方程矛盾。 若 ，由(10)的第一个方程得 上式不可能成立。 若(10)成立，由(10)的第二个方程及 得 。 若 ，这与引理2(iv)矛盾；同样当 时候， ，(10)的第二个方程不成立。故当 时， ，故 在 上是同伦映射，因此 引理4.考虑代数方程组 (11) 这里 都是正常数。如果 且 ，则易证(这里从略) 由引理4易得(1)当 时， ；(2)当 时， ； (3)当 时， ； (4)当 时， 。 记 。 若 ，则 。 引理5.若 定义为 则 在 上是同伦映射。 证明我们只需证明下面两个情况 情况1取 ，使满足 (12) 则 。事实上，若 ，由引理2(iii)和引理4得 (13) 若 ，由引理4得 (14) (13)和(14)与(12)矛盾。 情况2取 ，使对 (15) 则 。事实上，若 ，由引理2(iv)和引理4得 (16) 若 ，由引理2(v)和引理4得 (17) (16)和(17)与(15)矛盾。于是当 时， 。引理5证毕。于是 引理6.如果 ，则 (18) 证明记 。注意到 所以 。由(11)的第一个方程 ，得 . (19) 若 ，由(18)，(19)得 。于是由 得 。这里 ，所以(18)成立，引理6证毕。 注意1.考虑到引理4的代数方程，假设 且 ，定理1不再需要其他条件。
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user: 摘 要 本文研究了具有凸-凹-凸非线性项的狄利克雷边值问题正解的分支曲线。通过时间映射分析法，证明了在非线性项为渐近次线性时，边值问题的正解分支曲线为S-型曲线，从而确定了边值问题的正解的确切个数。 关键词 :确切正解个数，狄利克雷边值问题，分支曲线，时间映射 Copyright © 2017 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/
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user: 1. 引言 本文考虑以下边值问题： (1.1) 其中 为分支参数， 。 边值问题正解的分支的研究一直是微分方程领域的重要部分。关于边值问题正解研究，目前比较常用的方法有上下解方法、积分法、分支理论、时间映射分析法等。对于非线性项为凹函数、凸函数、凹-凸函数以及凸-凹函数的研究已有大量的成果。在1970年，T. Laetsch [ 1 ] 就利用积分法研究了边值问题 (1.2) 在 ， 在 为凸函数时，得出了(1.2)的正解的确切个数。2001年，S.-H. Wang和D.-M. Long [ 2 ] 利用时间映射分析法研究了边值问题 (1.3) 在 ， 在 为凹-凸函数且满足一定条件时，得出了(1.3)的正解的确切个数。2011年，K.-C. Hung和S.-H. Wang [ 3 ] 利用时间映射分析法证明了当 ， 在 为凸-凹函数且为渐近次线性时，(1.1)正解的分支曲线在 -平面上为S-型曲线。2014年，P. Korman和Y. Li [ 4 ] 利用分支理论证明了当 分别在 为凸-凹函数或凹-凸函数且满足一定条件时，(1.1)正解的分支曲线在 -平面上为S-型曲线或反S-型曲线。 当(1.1)的非线性项 时，即为扰动的Gelfand问题。对于此问题，也有大量的成果。通过 [ 5 ] 的证明，存在一个分支值 ，使得当 ，(1.1)正解的分支曲线在 -平面上单调递增；当 ，(1.1)正解的分支曲线在 -平面上为S-型曲线。在 [ 3 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 中都对 取近似值，最新的结果为 [ 8 ] 中的 。对于此问题的研究，还可参考 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ] [ 13 ] 。 不难注意到，很多文献都是对非线性项为凸函数或凹-凸函数或凸-凹函数时进行研究，而很少有对非线性项为凹-凸-凹函数或凸-凹-凸函数时的研究，这是因为在这两类情况下，时间映射的图形十分复杂，讨论其单调性及极值点将变得十分麻烦。本文对非线性项为凸-凹-凸函数进行研究，证明了当非线性项为渐近次线性时，(1.1)正解的分支曲线在 -平面上为S-型曲线。
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user: 2. 准备工作 定义(1.1)正解的分支曲线 . 则分支曲线在 -平面上为S-型曲线即为S恰好存在2个转向点 ，其中 ，使得： 1) 。 2) 分支曲线S在 向左转向。 3) 分支曲线S在 向右转向。 首先，设 ，且有以下假设条件： (H1) 。 (H2) 在 上是凸-凹-凸函数，即存在 ，使得 (H3) 为渐近次线性，即： 。 为了提出下面的假设条件，先定义以下函数： . (2.1) . (2.2) 因此 . (2.3) . 由(H2)知， 在 上是凹-凸-凹函数，即 (2.4) 若 ≤0，则由(2.4)，(H3)以及 ，易得：存在 ，使得： (2.5) 其中 均为 的极值点。 再定义 ： (2.6) 则： (2.7) 因此在 时， 与 有着相同的单调性以及极值点。 有了以上的定义，再提出以下的假设： (H4) 。 (H5) 或 ，即 。 以下为本文的主要结果： 定理2.1 设 ，若 满足(H1)-(H5)，则(1.1)正解的分支曲线在 -平面上为S-型曲线，即存在两个正数 ，当 或 时，(1.1)存在唯一正解，当 或 时，(1.1)恰好存在两个正解，当 时，(1.1)恰好存在三个正解；且 。
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user: 3. 主要结果的证明 本文使用J. Smoller和A. Wasserman [ 14 ] 以及T. Laetsch [ 1 ] 使用过的时间映射分析法对(1.1)进行分析，时间映射等式为： . (3.1) 为(1.1)的正解当且仅当 . (3.2) 因此，研究(1.1)正解的个数等同于研究时间映射 在 上的图像。 为了证明定理2.1，给出以下引理： 引理3.1 [ 1 ] 设 ，若 满足(H1)-(H3)，则 ， . (3.3) 且 在 最多只有一个极值点，且为极大值点。 引理3.2设 ，若 满足(H1)-(H5)，则 ，且 在 上恰好有一个极值点，且为极小值点，此极值点在 上。 证明：分几步进行证明，首先证明 。 由(3.1)计算得： . (3.4) 由 及(2.5)可知：对任意的 ，有 ，且 ，所以 . (3.5) 接下来证明 在 上存在唯一的极值点，且为极小值点。把区间 分为 以及 ，分几步进行证明： 1) 由上面证明 的过程以及(2.5)，易得:对任意的 ，有 。因此 在 上单调递减，从而不存在任何极值点。 2) 接下来证明 。 a) 若 ，因为 ，所以由(2.5)得:存在 ，使得： 以及 因此 . (3.6) 不难注意到等号不能取，所以 。 b) 若 ，则存在 ，使得： 以及 因此 . 因为 ，所以 。因此 . (3.7) 不难注意到等号不能取，所以 。 因此，无论是 还是 ，都有 。 3) 下面证明在 内， 。 由(3.4)可计算得： (3.8) 所以 . (3.9) 其中 ，所以 ，且： (3.10) 下面分两种情况讨论： a) 若 ，则对任意的 且 ，所以易得 。 b) 若 ，因为 ，所以由(3.10)得：存在 ，使得： 以及 所以 . (3.11) 注意到 ，且 与 有相同的单调性及极值点 ，所以由(2.5)及(3.10)，可得： . 下面简单地证明 。在 ，有 ， ，所以 ；而在 ，有 ， ，所以 。因此在 上，都有 ，即 ，对其从0到p 2 积分，可得： 。所以 。 因此由(3.11)得：对所有在 上且满足 的 ，都有： . (3.12) 所以对所有的 ，都有 。 由前面的证明可知 ， ，所以 在 上至少有一个极值点，且为极小值点。又因为对所有的 ，都有 。设 为 在 内的任意一个极值点，则由(3.12)，当 时必有 ，因此 必为极小值，从而 是唯一的。所以 在 上存在唯一的极值点，且为极小值点。 最后证明 在 上不存在任何极值点。 对任意的 ，由(2.5)易得 ，因此 . 按照证明(3.7)的过程，同样可得 (只是被积函数的分母不同，对证明结果没有影响)，就不再加以证明。所以对任意的 ，都有 。因此 在 上单调递增，从而不存在任何极值点。 定理2.1的证明 由(2.5)知： 在 单调递增，又由前面的讨论，易得：对任意的 ， ，因此 ，又 ，所以 在 上至少有一个极值点，且为极大值点。又由引理3.1知， 在 上最多只有一个极值点，且为极大值点。因此 在 上存在唯一的极值点，且为极大值点，此极值点在 上。 因此， 在 一共有两个极值点，一个在 中，为极大值点；另一个在 中，为极小值点；在其他区间没有极值点。设这两个极值点分别为 ，且 ，则 为极大值点， 为极小值点，因此 在 上的单调性为： (3.14) 又由(3.3)有： ， . 因此(1.1)正解的分支曲线在 -平面上的轨迹为一条S-型曲线，它从 点出发向右移动，到达 点后向左转向，到达 点后向右转向，此后不再发生转向且趋于无穷。即存在两个正数 ，当 或 时，(1.1) 存在唯一正解，当 或 时，(1.1)恰好存在两个正解，当 时，(1.1)恰好存在三个正解；且 。
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user: 摘 要 在经典的经济资产定价模型理论中，假定的是基本面分析者预期信念中价格在一定时间会偏离长期基准价格但最终会向基准价格回归，而仅考虑方差是一个常数，在本文中基本面交易者的价格波动不仅受到当前价格自身的影响，还会受到当前价格和基准价格偏差的影响，而图表分析者相信未来价格的预测来自于当前价格和历史价格的学习过程，这个历史价格过程是一个有限的几何衰减过程，选择的历史信息记忆参数为一个常数，因此，在本文中，我们预期信念中记忆参数选择为一个一般函数，由此构建了一个预期信念中有一般函数参数的资产定价模型。 关键词 :函数参数，局部渐近稳定，历史信息记忆参数，统计检验 Copyright © 2017 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/
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user: 1. 引言 传统的金融市场中大量的资产定价模型被引进强调了信念的异质性，不同的交易者关于未来价格具有不同的预期信念。在大多数的资产定价模型中主要有两类交易者即基本面交易者和图表分析者，早期的异质代理模型有Zeeman (1974) [ 1 ] ，Haltiwanger and Waldmann (1985) [ 2 ] ，Frankel and Froot (1988) [ 3 ] ，DeLong et al. (1990) [ 4 ] ，Dacorogna et al. (1995) [ 5 ] 。这些关于异质信念的模型为后期发展做了坚实的基础。例如，在Brock and Hommes (1997， 1998) [ 6 ] [ 7 ] 文中建立一个ABS系统，也称为自适应信念系统，代理们会更新他们的信念随着时间的变化，他们会通过选择不同的期望和预测函数基于过去的表现，并且能够产生复杂的行为；从局部稳定到高次循环甚至会产生复杂的混沌现象，所以这个转化策略机制在后期信念当中起到很重要的作用，在这个模型中参数的不同取值描绘了真实市场中一些显著的特点。Brock and Hommes (2002) [ 8 ] 中建立了一个简单的自适应非线性模型，能够解释真实市场序列的一些重要的经验特点(尖峰后尾，波动聚集性，长记忆)这个自适应信念系统提供了一个个人水平和市场水平行为的联系，尤其，一个人获利不仅观察的是最新价格消息，至少应该有一部分是被市场心理所驱使，在非线性资产定价模型的的影响下Westerhoff (2004) [ 9 ] ，Chiarella et al. (2005) [ 10 ] 和Westerhoff and Dieci (2006) [ 11 ] 建立了多维的框架产生了更复杂的动态，这更向真实市场迈进。 经验的调查在平等的外国交易市场的金融时间序列，展现了一些共同的金融特征，所谓的固定事实包括尖峰，厚尾(分布的尾部的密度高于预测的正态分布列的尾部)，波动聚集性(高或低的波动跟随高或低的波动)，和长范围独立波动(通常被描述为平方或者绝对回报自相关的缓慢延迟)，还有多样的冥律行为，Pagan (1996) [ 12 ] 全面的讨论了金融时间序列固定事实的特征，Lux (2008) [ 13 ] 关于一个近期调查了多样冥律行为的经验证据.这些事实不完全与带有代表代理和理性期望的传统金融经济理论相悖，但是这些理论不能提供有说服力的解释这些固定事实，He and Li (2007， 2008) [ 14 ] [ 15 ] 考虑了个简单的市场分数模型，MF模型是个简单的随机定价模型，卷入两类交易者，He and Li (2007) [ 14 ] 学习了MF模型的产生机制，在这个模型中假定三类市场参与者，基本面分析者(信息提供者)，趋势追随者(少量信息供应者)，做市商，主要的目的是展示，在MF模型中资产价格的长远行为和随机系统能够被决定系统系统描述的自相关结构，交易行为和市场分数，在趋势追随者期望中一个历史学习过程，通过学习历史价格来预期未来价格.He and Li (2008) [ 15 ] 展现了市场一定时间段内会偏离基本价值，但最终会回归于基本价值，基本和图表分析者的近期和远期回报，图表分析者的存活指数，市场主导并且用确定系统的动态模型去描述数据的性质和特征，包括自相关结构和有限分布，用Momte Carlo模拟这些性质。 Chiarella et al. (2009) [ 16 ] 和Chen et al. (2012) [ 17 ] 中描述了异质代理对于风险有不同的态度以及关于未来价格进化有不同期望，这些交互产生了市场资产价格。对于这些模型一个关键的方面是对期望的反馈-代理的期望是基于未来内生变量价值的预测，这个预测的实际值是由均衡方程所决定的，Chiarella and He (2014) [ 18 ] 建立了同质固定风险厌恶下的异质预期定价模型，估计模型参数并与S\&P500对比说明基本面交易者和图表交易者的存在性并为两者之间的相互转换提供了证据。李娜(2015) [ 19 ] 在图表分析者的期望函数中讨论了一般函数的情形，在实证中把一般函数变为一个具体函数，分析了时间序列价格的一些统计特征，Chiarella and He (2015) [ 20 ] 中检验了一个简单是MF模型，通过选择一组结构参数展示了自相关性(回报，绝对回报，平方回报)与DAX30指数作对比展现出类似的固定事实，刘慧选(2016) [ 21 ] 中在图表分析者的预期信念中加入了一个含低阶可微的一般函数，考虑了均衡价格偏差对图表分析者预期信念的影响，把这一般函数选择一低阶可微的具体函数，讨论了初始值在平衡点的局部稳定区域范围内，收益时序的自相关检验，正态性检验还有一些统计特征，说明了均衡价格偏差对图表分析者预期信念的分支稳定性的影响。 本文分析了在基本面分析者中关于风险态度受到价格偏差的扰动，关于学习过程中的几何衰减参数变为一个一般函数参数，建立一个5维资产定价动态模型，对此非线性动态模型进行相关的稳定性分析和相关的实证讨论。
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user: 2. 模型建立 一般函数参数的引入 模型根据文献 [ 20 ] 。同样的，我们考虑含有一支风险资产和无风险资产的金融市场模型。假定市场中存在两类投资者：基本面分析者和图表分析者，基本面分析者一致相信市场价格近时段内可能会偏离基本价值，但是很快时段内股票价格会向基本价值回复，于是基本面分析者在( )时点的价格的预期函数为 (1) 其中 表示基本价值的一个常数方差， 为基本面分析者的价格调整速率，通常情况下，一个 速度的高或者低会致使期望价格向基本价值回复速度快慢，为了更贴切的说明真实市场，这里图表分析者的价格波动主要由两部分组成，一部分是不受时间约束的常数项方差，另一部分是受当前价格和基本价值偏差影响的量有关，这里加权参数取为一个一般函数，则在本模型中基本面分析者的价格波动为； (2) 其中 ， 为常数， 为价格相对于基准价格偏差的一个加权平均形式，这里的加权参数满足一个一般函数的形式，我们设为 ，其中 满足 ，当 比较大(小)时，关于价格偏差的历史信息对交易者预期价格波动的影响就大(小)，可表示 为： (3) 上述式子表明，当前价格与基本价格偏差和预期价格波动呈现正相关，偏差越大波动就越强烈，基本面分析者存在的风险就越大，基本面分析者就不容易回复到基准价值。 而对于技术分析者他们相信未来的价格是和历史价格学习过程有关系，通过历史学习推算下时点的价格，我们有对于图表分析者的信念可表示为： (4) 其中 代表外推率，Chiarella and He (2015) [ 20 ] 文中引入的学习过程是一个有限的几何衰减过程： (5) 引入一个一般函数形式的参数，考虑了一类持有非线性价格预期的图表分析者： (6) 为了简化计算原文假定 服从正态分布，均值为 ，方差为 ，且 ，则基本面回报的预期函数为： (7) 因此基本面分析者的最优需求为 (8) 图表分析者的回报的预期函数为 (9) 因此图表分析者的最优需求为 (10)
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user: 3. 非线性确定系统研究及其分析 从而，我们可以得到下面一个五维随机差分系统 该模型中我们假定基本价值等于长期基准价值，得 ，两类投资者具有相同的风险偏好，即 ， ，为当前价格和基本价格偏差，扰动项目 ，且令 ，该模型的确定系统可以定义 ， (11) 其中 ， 函数可描述为下面式子： ， ， ， 则 为 的非线性算子。 3.1. 特殊情况下基本平衡解的存在性及稳定性分析 下面阐述确定模型平衡点的存在性和稳定性。当市场分数 时模型(16)转化为： (12) 定理3.1 (1)系统(17)存在唯一的基本平衡解 ，并且均衡价值是全局渐 进稳定当且仅当参数函数 且 当 ，这个二维模型会出现flip分支。 (2) 当函数参数是连续可微时，对任意的 ，当 ，系统(17)的零解是指数渐进稳定的。 证明首先我们证明(1)成立。设系统(17)的平衡解为 ，即 ，则 平衡解满足方程组 则平衡解满足 ，可得平衡解存在唯一， 为平衡点。 ， ， ， ， 则Jacobi矩阵为 矩阵的特征方程为 由文献 [ 18 ] 中的Jury判据，可以查到平衡点稳定的充要条件为： ， ， 则可以得到如下关系 ， ， ， 则联立上述两式子可得 且 参照文献 [ 23 ] 中的定理，而系统对每一个解都有 ，故方程在零解是全局渐进稳定的，由Flip分支定义可以得到在 ，即 处会出现反转分支。 接下来我们证明系统指数渐近稳定。首先将该二维模型线性化，在平衡点 处的Jacobi矩阵形式为 其中 ， . 记 则根据文献 [ 22 ] 中的系统线性化方法，有 ，其中 ，计算可得 当 连续可微时可以得到， 时， 是无穷小的，运用文献 [ 22 ] 中的定理3.4.5，要证明差分方程组的零解是指数渐近稳定的，就要使得 是无穷小的对所有的 一致成立，即 ， 其中 。当 时，我们有 。 下证 一致渐近稳定，则满足 的所有列和小于1。已知，线性方程是 渐进稳定的则 ， . 由文献 [ 22 ] 中的定理3.4.3可得 是一致渐近稳定，而连续可微的参数， 则方程组的零解是指数渐近稳定的。 定理3.1证毕。 3.2. 一般情况下基本平衡解的存在性及稳定性分析 定理3.2当参数 ，基本平衡解是稳定的，关于 ，这里 于且关于价格调整速率 ，这里 其中 ，另外当 时，一个flip分支会发生在 上。
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user: 4. 数值模拟 这一部分我们将对比分析本文模型与Chiarella and He (2015) [ 20 ] 所建的模型(分别用PM和BM表示)得到的仿真数据，以及真实市场所呈现的统计特征市场，本文模型选取 ，当 和 取零时候，所得到的模型和文献 [ 20 ] 一样。 原文模型Chiarella and He(2015) [ 20 ] 参数的选取如表1、表2所示，本文模型选取a表示对参数平方项的反应强度，参数的选取的初始值是在平衡点的全局渐近稳定区域内。 为了进行数据对比，我们选取两只股票数据，上证指数(999999)日收盘价作为数据集，样本有5356个观测值，周期是从1993年7月22日到2017年3月13日，深证综指(399106)日收盘价作为数据集，样本有5051个观测值，周期是从1996年5月10日到2017年3月17日，数据取自齐鲁证券通达信，通过选取数据来比较本文模型与Chiarella and He (2015) [ 23 ] 中模型哪个能更好的反映真实市场的特点。 图1~4分别展示了模型PM、BM与深圳指数和上证指数的收益时间序列图，从收益的时间序列图可观察到收益具有波动聚集特点。可知，模型PM和BM均能模拟出真实市场资产收益序列的波动特点。 接下来，对模型PM、BM与工业指数的收益序列进行分布检验。表3、表4展示了显著性水平为0.05时，Kolmogo-rov-Smirnov检验及Lilliefors检验两种统计检验的结果，对Lilliefors检验来说，当P值小于0.001时返回0.001。对Kolmogorov-Smirnov检验及Lilliefors检验来说，H = 1表示在置信度0.05下不接受原假设，P值越小表明接受原假设的概率也很小，且检验统计量的观测值大于或等于临界值，所以不接受原假设，即不接受收益服从正态分布这一假设。由以上两种统计检验结果可得，三种收益序列均拒绝分布服从正态分布的原假设，而本模型检验统计量及观测值本模型大于原模型，因此从图检验和统计检验表明模型BM能很好的模拟出金融数据的非正态性。 Table 1 The initial parameters of the model P 0.858 8.464 6.024 2 −0.2 0.4 6.763 0.4 1.0002 0.383 2 0 0 表1. 模型PM的初始参数 Table 2 The initial parameters of the model B 0.858 8.464 6.024 2 −0.2 0.4 6.763 0.4 1.0002 0.383 2 1 −0.5 表2. 模型BM的初始参数 Table 3 Kolmogorov-Smirnovtes 资产 H值 P值 检验统计量观测值 临界值 PM 1 0 0.4743 0.0185 BM 1 0 0.4753 0.0185 深证综指 1 0 0.4688 0.0185 上证指数 1 0 0.4732 0.0191 表3. Kolmogorov-Smirnov检验 Table 4 Lilliefor tes 资产 H值 P值 检验统计量观测值 临界值 PM 1 0.0001 0.4743 0.0185 BM 1 0.0001 0.4753 0.0185 深证综指 1 0.0001 0.4688 0.0185 上证指数 1 0.0001 0.4732 0.0191 表4. Lilliefor检验 图1. PM的收益序列图 图2. BM的收益序列图 图3. 上证综指的收益序列图 图4. 上证指数的收益序列图
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user: 5. 结论 在传统金融模型背景之上，对趋势追随者的预期信念进行更新，建立在预期信念中含有一般函数参数的资产定价模型。利用熟知的差分方程方面的相关理论知识，首先，计算了此模型的平衡解的存在条件。将一般函数具体化，分析了包含具体函数的三个不同模型下非线性系统的稳定性及分支情况，说明本文模型在一定程度上对原模型进行了推广。对比分析含有一般函数参数资产定价模型与上证指数和深证综指的时间序列图，统计检验(Kolmogorov-Smirnov检验、Lilliefors检验)，说明建立的模型能更好地刻画收益的非正态性、收益波动聚集性等真实市场的特征。
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user: 摘 要 研究庐山森林土壤有机碳库动态变化，无论对预测和维护森林生态系统长期生产力，还是为全球气候变化研究提供基础数据方面，均具有重要意义。以庐山6种森林植被下土壤为研究对象，对不同森林植被下土壤各种活性有机碳的季节变化及相互关系进行分析。结果表明：1) 常绿阔叶林下ROC、WSOC、MBC含量均为最高，但其相应组分占TOC的比重较小，说明各组分有机碳的含量与植被类型有着密切关系。2) ROC的季节变化幅度较小，WSOC、MBC的季节变化较为复杂；总体上ROC与MBC含量表现为夏季高而冬季低，WSOC则完全相反。 关键词 :森林植被类型，活性有机碳，季节变化，庐山 Copyright © 2017 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/
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user: 1. 引言 土壤是陆地生态系统最大的碳储存库，有研究显示其碳库占全球的70%以上，其中森林土壤有机碳占全球土壤有机碳库的1/3以上 [ 1 ] 。在全球变暖的大背景下，森林的固碳作用对全球温度的变化有着举足轻重的作用 [ 2 ] 。同一地区的同一植被下土壤总有机碳的动态变化很少，年季变化甚微 [ 3 ] ，因此很难检测到其变化，但是森林植被的变化，例如森林植被的砍伐与恢复、森林转变为草地或者耕地通常能使土壤有机碳总量及土壤性质发生明显变化 [ 4 ] 。土壤活性有机碳是土壤中移动快、稳定性差、易氧化和矿化，对微生物活性较高的那部分有机碳 [ 5 ] ，它直接参与土壤微生物化学转化过程，在土壤养分循环中具有重要的作用，是土壤养分的储存库；并能够在土壤全碳变化之前反映出土壤管理措施和环境引起的土壤微小变化，因此可作为土壤质量和潜在生产力的敏感指标 [ 6 ] 。由于土壤活性有机碳的敏感性，其含量会表现出明显的季节变化。土壤活性有机碳各组分可用土壤易氧化有机碳(ROC)、水溶性有机碳(WSOC)、微生物量有机碳(MBC)来表示。 国外学者对森林土壤有机碳的研究较早，David等(1984)研究发现针叶林下土壤可溶性有机碳含量明显高于阔叶林下土壤，Somlander等(2002)的结论正好相反。国内近年来对土壤有机碳库的研究较多：周国模等(2006)研究了不同管理模式下毛竹下土壤有机碳的动态变化 [ 7 ] ；沈玉娟等(2011)研究了太湖湖滨带土壤活性有机碳沿水分梯度的变化特征 [ 8 ] ；王连峰等(2001， 2003)对庐山6种树木立地土壤溶液铝形态与溶解有机碳变化、庐山森林生态系统土壤溶液有机碳的分布进行了研究 [ 9 ] [ 10 ] 。但是有关庐山森林土壤活性有机碳动态变化的研究仍然是空白。本文以庐山内的6种森林植被下土壤为研究对象，系统研究不同森林植被下土壤活性有机碳库的动态变化，旨在揭示各种活性有机碳的季节变化及相互关系，为亚热带相似地形、地貌区域森林土壤有机碳库的科学管理提供借鉴。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 研究区概况 庐山位于东经115˚50'~116˚10'，北纬29˚28'~30˚53'，总面积30，493 hm 2 ，属中亚热带季风温湿气候区，四季分明。其北侧为长江，南侧为鄱阳湖，由于山高坡陡、濒湖临江，所以气候垂直分带较为明显，该区处于西南暖湿气流与北方冷空气的接触部位，山体高耸襟江临湖的独特地理位置，使大量暖湿气流沿陡坡悬崖上升，与山上冷空气相遇凝结成水，造就了庐山特有的多雨雪云雾的气候特色。庐山是一座地垒式断块中山，主峰大汉阳峰海拔为1473.8 m，四周为平原，山体平均高出四周1400 m左右，因而山体的垂直地带性较明显。庐山山体的森林植被覆盖率达76.6%，从山脚至山顶大体可划分为：常绿阔叶林带、常绿-落叶阔叶混交林带、落叶阔叶林带。海拔200 m以下主要主要优势种为马尾松(Pinus massoniana)；海拔700 m以下主要为常绿阔叶林带，建群优势种以壳斗科(Fagaceae)、樟科(Lauraceae)为主；海拔700~1000 m之间为常绿-落叶阔叶混交林带，常绿种有青冈栎(C.glauca)、白楠等，落叶树种有灯台树(Corunus controversa)、青榨槭(A.D avidii)等；海拔1000 m以上为落叶阔叶林带，有毛栗(C.Sequinii)、化香等植被分布。从山麓到山顶依次分布着红壤和黄壤、山地黄壤、山地黄棕壤、山地棕壤 [ 11 ] 。 2.2. 采样与分析方法 在庐山上根据森林植被类型的不同设置6块测试样地(表1和图1)，调查其上的主要植物种类及地形因子(坡向、坡度、坡形等)；每块样地设置3个重复，样地面积视森林植被类型而定，阔叶林取为50 m × 50 m，针叶林取为30 m × 30 m，各样地的土壤剖面选在靠近测试样地的位置(样方为1 m × 1 m)，这样既保证土壤调查的代表性，又不破坏样地的完整性 [ 11 ] 。在样地每隔3个月用取土器采集0~20 cm土层的混合样品，根据不同季节共取样4次。样品带回实验室后，除去大的石头和植物根叶等杂物，过2 mm筛(如样品太湿则阴干半天后在筛)，充分混合后分成两份，一份马上用于水溶性有机碳(WSOC)、微生物量碳(MBC)的测定；另一份风干后用于土壤总有机碳(TOC)、易氧化态碳(ROC)的测定。WSOC用蒸馏水浸提法；MBC采用氯仿熏蒸法，过滤后滤液在岛津-TOC有机碳分析仪测定；ROC、TOC采用重铬酸钾外加热法测定。具体分析方法参照《土壤微生物生物量测定方法及其应用》 [ 12 ] 。 2.3. 数据分析与处理 所有的数据用Excel 2003和SPSS19.0统计软件对结果进行统计分析及相关性分析。
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user: 3. 结果与讨论 3.1. 不同森林植被下ROC的季节变化 ROC是土壤中化学活性较强有机化合物，用66.7 mol/L重铬酸钾氧化测得的ROC含量，ROC占TOC的比例能反映出土壤腐殖质的稳定性 [ 13 ] 。庐山不同森林植被类型下土壤活性有机碳库及其组分见表2。 由表2可知，常绿阔叶林下ROC含量显著高于其他植被，平均为11.14 g/kg，其余5种森林植被下 Table 1 Overview of six test plots in Mt.Lusha 森林植被类型 主要层优势植物 坡向坡度/° 海拔/m 土壤类型 马尾松林 马尾松 NW20 300 红壤 常绿阔叶林 山毛榉、拷树 E17 450 黄壤 常绿-落叶阔叶混交林 青岗栎、化香 SW35 800 山地黄壤 落叶阔叶林 茅栗、白辛树 NE28 1000 山地黄棕壤 玉山竹林 玉山毛竹 SW40 1100 山地黄棕壤 黄山松林 黄山松 NW25 1200 山地棕壤 表1. 庐山6块测试样地概况 [ 11 ] Table 2 Active soil organic carbon pool and its component type under different forest vegetation in Mt.Lushan (average ± standard deviation 植被类型 不同组分 TOC(g/kg) ROC(g/kg) WSOC(g/kg) MBC(g/kg) 马尾松林 15.97 ± 5.32 7.88 ± 1.24 0.14 ± 0.02 0.24 ± 0.03 常绿阔叶林 25.02 ± 6.06 11.14 ± 2.21 0.28 ± 0.06 0.30 ± 0.06 常绿-落叶阔叶混交林 16.90 ± 3.21 7.43 ± 1.69 0.16 ± 0.04 0.22 ± 0.02 落叶阔叶林 13.64 ± 3.04 6.05 ± 1.62 0.23 ± 0.04 0.26 ± 0.05 玉山竹林 12.90 ± 5.17 7.84 ± 1.22 0.15 ± 0.05 0.27 ± 0.11 黄山松林 16.21 ± 2.88 7.51 ± 0.74 0.12 ± 0.03 0.17 ± 0.02 表2. 庐山不同森林植被类型土壤活性有机碳库及其组分(平均值 ± 标准差) 图1. 庐山不同森林植被下的6块测试样地分布示意图 [ 11 ] ROC含量大体相当(6.05~7.88 g/kg)。6种森林植被下ROC含量大小排序依次为：常绿阔叶林下 > 马尾松林 > 玉山竹林 > 黄山松林 > 常绿-落叶阔叶混交林 > 落叶阔叶林。根据表2中ROC、TOC的数据可分别计算出不同森林植被下ROC占TOC的比例，不同森林植被下ROC/TOC以玉山竹林最高(61.35%)，落叶阔叶林最低(44.21%)。这是因为竹林下根系发育，产生了较多的根系分泌物，而落叶阔叶林下虽然枯枝落叶较多，但是阔叶林的土壤环境下容易产生胡敏酸，胡敏酸是较为稳定的有机化合物，不易分解。 不同森林植被下ROC的季节变化见图2。从图2中可以看出，不同森林植被下ROC呈现出不同的季节变化。常绿阔叶林ROC含量季节变化表现为3月至9月基本不变，9月至12月有所下降。其余5种森林植被则表现为3月至6月迅速增加，6月至9月小幅下滑，9月至12月有所回落。总体而言，6种森林植被下ROC的含量表现为冷季低暖季高，季节变化幅度较小。这是由于ROC对温度变化较为敏 图2. 不同森林植被下ROC的季节变化 感，庐山夏季温度高降水较多，水热作用下土壤有机质分解加速，从而产生了一些结构简单的易氧化有机物。 3.2. 不同森林植被下WSOC的季节变化 WSOC是指具有水溶性并且能通过0.45 μm孔径滤膜的有机碳，主要由一些组成简单的羟酸、糖类和腐殖质组成，它易于被土壤微生物分解，是土壤微生物的主要能源，在提供土壤养分方面具有重要作用。WSOC也是土壤有机质变化的敏感指标之一，其含量的变化对全球碳循环和土壤有机质的生态化学过程有着十分重要的影响，对于土壤养分的迁移转化具有重要的作用 [ 14 ] 。从表2中可知：不同森林植被下WSOC含量为常绿阔叶林 > 落叶阔叶林 > 常绿-落叶阔叶混交林 > 玉山竹林 > 马尾松林 > 黄山松林。由于森林土壤可溶性有机质主要来源于凋落物的分解、土壤腐殖质以及根系分泌物，WSOC与TOC之间常处于一种动态平衡状态，两者在一定条件下可以相互转化 [ 15 ] 。根据表2中WSOC、TOC的数据可分别计算出不同森林植被下WSOC占TOC的比例。6种森林植被下WSOC/TOC比例为0.17%~1.69%，平均值达到了0.99%，这也表明森林WSOC主要来源于TOC。WSOC/TOC的比例以玉山竹林最高(1.16%)，黄山松林最低(0.17%)，说明WSOC含量与植被类型有着密不可分的关系。 不同森林植被下WSOC的季节变化见图3。6种森林植被下WSOC的季节变化不完全一致。其中常绿阔叶林和玉山竹林WSOC含量的变化为6月 < 3月 < 12月 < 9月；落叶阔叶林WSOC含量的变化为9月 < 12月 < 6月 < 3月；马尾松林WSOC含量变化为9月 < 6月 < 3月 < 12月；黄山松林WSOC含量变化为6月 < 3月 < 9月 < 12月；常绿-落叶阔叶混交林WSOC含量的变化为12月 < 9月 < 3月 < 6月。除了常绿-落叶阔叶混交林，其余森林植被WSOC含量表现为冬季较高而夏季较低。这主要与庐山上的降水与温度有关。WSOC大多为简单易分解的有机化合物，在春夏季节分解速度快，微生物活动对水溶性有机质也有一定消耗，再加上夏季庐山降水较多，造成水溶性有机质淋溶流失，因而春夏季节WSOC的含量较少。秋冬时节，森林植被的凋落物带来了大量有机碳原料，降水和生物量的减少使有机碳的转化和损失减少，因此秋冬季节WSOC的含量有所增加。常绿-落叶阔叶混交林下WSOC的季节变化不同于其他的植被类型，这与森林植被本身的复杂性有关，进一步说明了WSOC含量与森林的生物归还能力有着密不可分的关系。 3.3. 不同森林植被下MBC的季节变化 MBC指土壤中体积小于5 × 10 3 μm 3 的活性微生物总量，是土壤活性有机质中最活跃最容易变化的部分，它对土壤环境因子的变化极为敏感，其变化可直接或间接反应土壤肥力的变化 [ 2 ] 。从表2中可知，不同森林植被下MBC含量排序为常绿阔叶林 > 玉山竹林 > 落叶阔叶林 > 马尾松林 > 常绿-落叶阔叶 图3. 不同森林植被下WSOC的季节变化 图4. 不同森林植被下MBC的季节变化 混交林 > 黄山松林。MBC/TOC的范围为1.06%~2.05%，玉山竹林最高，黄山松林最低。这说明MBC与不同森林植被类型的光合作用产物有着密不可分的关系。 6种森林植被下MBC季节变化如图4所示，不同森林植被具有不同的季节变化形态。其中玉山竹林、常绿阔叶林、黄山松林和常绿-落叶阔叶混交林表现为秋季含量最高，冬春季节含量较低。玉山竹林MBC含量自3月至9月迅速增加，9月后又迅速回落。常绿阔叶林、黄山松林和常绿-落叶阔叶混交林则表现为3月至6月轻微减少，6月至9月大幅增加，9月至12月有所减少。落叶阔叶林和马尾松林下MBC含量表现为夏季较高，秋冬季节较低。从总体上看，MBC含量均表现为暖季高而冷季低，这说明气温对MBC有较大影响。
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user: 4. 结论 1) 常绿阔叶林下ROC含量最高，落叶阔叶林最小；6种森林植被下ROC含量表现为冷季低暖季高，季节变化幅度较小。这是由于ROC对温度变化较为敏感，庐山夏季温度高降水较多，水热作用下土壤有机质分解加速，从而产生了一些结构简单的易氧化有机物。 2) 常绿阔叶林下WSOC含量最高，黄山松林最低；6种森林植被下WSOC的季节变化呈现多种模式，常绿阔叶林和落叶阔叶林下WSOC含量的变化幅度相对较大，其余森林植被的变化幅度相对较小，总体表现为冬春季节较高而夏秋季节较低。这与森林植被本身的复杂性有关，说明其WSOC含量与森林的生物归还能力有着密不可分的关系。 3) 常绿阔叶林下MBC含量显著高于其他5种森林植被，玉山竹林下MBC含量自3月至9月迅速增加，9月后又迅速回落；常绿阔叶林、黄山松林和常绿-落叶阔叶混交林则表现为3月至6月轻微减少，6月至9月大幅增加，9月至12月有所减少；落叶阔叶林和马尾松林则表现为夏季较高，秋冬季节较低。总体而言，不同森林植被下MBC含量均表现为暖季高而冷季低，这说明气温对MBC有较大影响。
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user: 摘 要 目的：对内蒙古新巴尓虎左旗开展饮茶型氟铝联合中毒病情调查。方法：在无工业污染的内蒙古新巴尔虎左旗乌布尔宝力格苏木锡林贝尔嘎查进行流行病学调查、并对成人进行临床检查、X线摄片、骨密度(BMD)检测；采集砖茶、饮水、奶茶、尿、血液等样品进行检测其含氟量、含铝量，计算人均经砖茶每日摄氟量、摄铝量；血液生化采用日本奥林巴斯AU-400全自动生化分析仪检测，试剂为贝克曼库尔公司提供试剂盒，氟采用离子迭择电极法检测，Al、Ca、采用ICP-AES法检测，CT、ALP、PTH采用ECL法检测。结果：氟斑牙检出率43.20% (35/81)，X线氟骨症检出率24.09% (20/83)，骨密度检测结果为骨量减少和骨质疏松检出率38.82% (33/85)。砖茶、饮水、奶茶、尿、血淸含氟量检测结果分别为(618.2 ± 53.3) mg/kg、(1.03 ± 0.10) mg/L、(3.00 ± 2.59) mg/L、(2.24 ± 0.34) mg/L，(0.074 ± 0.032) mg/L；含铝量分别为(2908.6 ± 225.8) mg/kg、(0.036 ± 2.43) mg/L、(6.34 ± 3.64) mg/L、(2.98 ± 1.47) mg/L，(1.42 ± 1.05) mg/L。其中经砖茶摄入氟9.30 mg/d，摄入铝29.25 mg/d， 血清Ca (2.26 ± 0.21) mmol/L低于正常范围，CT (110.65 ± 26.82)ug/L、ALP (98.47 ± 32.84) u/L位于较高水平。结论：内蒙古新巴尔虎左旗是饮茶型氟铝联合中毒病区。 关键词 :砖茶，氟，铝，中毒 Copyright © 2017 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/
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user: 1. 引言 内蒙古呼伦贝尔市陈巴尔虎旗、鄂温克旗调查表明饮茶型氟中毒可能是饮茶型氟铝联合中毒 [ 1 ] [ 2 ] ，为进一步证实呼伦贝尔市为饮茶型氟铝联合中毒病区，于2013年对呼伦贝尔市新巴尔虎左旗开展饮茶型氟铝联合中毒病情调查。
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user: 2. 材料和方法 2.1. 调查点概况 新巴尔虎左旗位于东经117˚33'~120˚12'，北纬46˚10'~49˚47'，地处大兴安岭北麓，西南与蒙古国接壤，东北与俄罗斯隔额尔古纳河相望，南接兴安盟阿尔山市，西隔乌尔逊河、呼伦湖与新巴尔虎右旗、满洲里市相邻，东与陈巴尔虎旗、鄂温克族自治旗相连。边境线总长305公里，其中中蒙边境线长207公里，中俄边境线长98公里。全旗南北狭长，东西宽约165公里，南北长约309公里，面积22，000平方公里。乌布尔宝力格苏木锡林贝尔嘎查位于新左旗东南方向，居民中蒙古族占95%以上，属于纯牧区。居民平均人均年收入2.62万元。 2.2. 对象和方法 2013年9月对乌苏木锡林贝尔嘎查58户85名成年人居民进行流行病学调查。氟中毒临床及氟斑牙检查、X线摄片、骨密度检测。采集饮水、砖茶、奶茶、尿、血液样品进行氟铝检测，饮水、砖茶、奶茶、尿、血清氟检测采用氟离子选择电极法，血清谷丙转氨酶(ALT)，谷草转氨酶(AST)、碱性磷酸酶(ALP)、谷氨酰胺转移酶(GGT)、总胆红素(TBIL)、直接胆红素(DBIL)、间接胆红素(IDBIL)、尿素氮(BUN)。血糖(GLU)、肌酐(CREA)、尿酸(UA)、总胆固醇(CHOL)、甘油三酯(TG)、高密度脂蛋白(HDL)、低密度脂蛋白(LDL)、二氧化碳结合率(CO2)采用日本奥林巴斯全自动生化分析仪AU-400检测，试剂为贝克曼库尔公司提供试剂盒，铝、钙、采用ICP-AES法检测，降钙素(CT)采用罗氏E601 CLIA法、甲状旁腺激素(PTH)采用西门子2000 ECL法检测。成人氟骨症诊断采用《地方性氟骨症诊断标准》(WS192-2008)，氟斑牙诊断采用Dean氏法，骨密度(BMD)采用韩国EXA3000双能X线机检测。病情判定采用《地方性氟中毒病区划分标准》(GB17018-1997)评定病情。 2.3. 质量控制 氟、铝以国家标准物中心提供水、茶标准物进行质量控制，血液生化采用贝克曼库尔公司质控血清为质控物，降钙素(CT)质控为罗氏公司提供的质控物，甲状旁腺激素(PTH)质控为伯乐公司提供的质控物。 2.4. 数据处理 用SPSS10.0软件包对数据进行处理。
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user: 3. 结果 3.1. 饮食 乌苏木锡林贝尔嘎查(简称乌苏木)有710户、1415人；乌苏木居民生活水平较高，主食中白面、大米、玉米等均购买于外地。面粉来源于内蒙、山东、河北等地，大米主要来源于黑龙江；调查148人食用白面(237.97 ± 159.89) g/人日；调查122人食用大米(184.84 ± 96.19) g/人日；肉食为自产、摄入量较多，调查53户食用牛羊肉(239.95 ± 132.7) kg/户.年。 3.2. 砖茶消耗量 乌苏木居民大多数饮用的砖茶为青砖茶，产地主要是湖北赵李桥，个别为云南产普洱低氟砖茶。调查53户居民砖茶消耗量(4.96 ± 3.12) kg/人.年。 3.3. 砖茶氟、奶茶氟 、水氟、尿氟、氟含量检测、经砖茶摄氟量 检测砖茶30份，砖茶含氟量(618.2 ± 53.3) mg/kg，检测水样56份，水氟含量为(1.03 ± 0.10) mg/L，检测奶茶56份，奶茶含氟量(3.00 ± 2.59 mg/L，奶茶饮用量(0.95 ± 0.51) L/日，经砖茶摄入氟9.30 mg/d；尿样检测81份，尿氟含量(2.24 ± 0.34) mg/L。 3.4. 水铝、尿铝、奶茶、砖茶铝含量检测*、经砖茶摄铝量 检测砖茶19份含铝量(2908.6 ± 225.8) mg/kg。检测水样47份含铝量(0.036 ± 2.43) mg/L，检测奶茶43份含铝量(6.34 ± 3.64) mg/L，奶茶饮用量(0.95 ± 0.51) L/日，经砖茶摄入铝29.25 mg/d。检测尿样56份含铝量(2.98 ± 1.47) mg/L*。 3.5. 病情检查结果 调查人员最大年龄72岁，最小年龄20岁，平均年龄45.17岁；男性29人，女性56人。成人氟斑牙检出率43.20% (35/81)，其中极轻4.94% (4/81)，轻度19.75% (16/81)，中度16.05% (13/81)，重度2.47% (2/81)。临床氟中毒检出率25.93% (21/81)，其中轻度16.05% (13/81)，中度8.64% (7/81)，重度1.23% (1/81)。 3.6. X线摄片、骨密度检查结果 X线摄片氟骨症改变检出率24.09% (20/83)，其中I˚16.86% (14/83)，II˚7.23% (6/83)，40岁以上年龄氟骨症检出率22.89% (19/83)，关节退形性变27.71% (23/83)，骨密度(BMD)检测骨量减少检出率20.0％ (17/85)，骨质疏松检出率18.82% (16/85)。 3.7. 血液生化、电解质检测 乌苏木居民79人做血液生化检测，结果见表1。 Table 1 The test result of blood biochemistr 项 目 n ± s 正常值 ALT (u/L) 79 22.97 ± 14.21 7~40 AST (u/L) 79 24.73 ± 7.51 13~35 ALP (u/L) 79 98.46 ± 32.84 45~125 GGT (u/L) 79 33.99 ± 27.77 0~50 TBIL (Umol/L) 79 5.14 ± 1.66 0~22 DBIL (Umol/L) 79 0.76 ± 0.45 0~6.2 IDBIL (Umol/L) 79 4.37 ± 1.31 0~17 BUN (mmol/L) 79 4.64 ± 1.66 1.7~8.3 CREA (Umol/L) 79 80.14 ± 13.23 44~150 GLU (mmol/L) 79 5.32 ± 1.23 3.6~6.11 UA (Umol/L) 79 160.65 ± 81.59 142~425 CHOL (mmol/L) 79 5.40 ± 1.16 3.1~5.7 TG (mmol/L) 79 1.56 ± 1.49 0.56~1.71 HDL (mmol/L) 79 1.24 ± 1.35 0.78~2 LDL (mmol/L) 79 3.27 ± 0.89 0~3.7 CO2 (mmol/L) 79 25.83 ± 2.33 22~33 CT (ng/ L) 60 110.6 ± 26.8 69.9~121.9 PTH (pg/ L) 60 30.34 ± 9.12 15.0~65.0 Ca (mmol/L) 79 2.26 ± 0.21 2.25~2.75 F (mg/L) 79 0.07 ± 0.032 0.068~0.0036 Al (mg/L) 79 1.42 ± 1.05 0.15 表1. 血液生化检测结果
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user: 4. 讨论 饮茶型氟中毒是长期、大量饮用含氟量高的砖茶引起的以骨骼、牙齿等硬组织病变为主的慢性食源性中毒性疾病。调查点饮水含氟量(1.03 ± 0.10) mg/L，符合国家标准。砖茶含氟量(618.2 ± 53.3) mg/kg，砖茶消耗量平均(4.96 ± 3.12 kg/人/年)，奶茶含氟量(3.00 ± 2.59) mg/L，奶茶饮用量(0.95 ± 0.51) L/日，经奶茶摄入氟9.30 mg/d，尿氟含量(2.24 ± 0.34) mg/L，血氟含量(0.074 ± 0.032) mg/L，均显著高于正常范围。砖茶铝含量平均(2908.647 ± 225.828) mg/kg，奶茶铝含量平均(6.34 ± 3.64) mg/L，经砖茶摄铝量29.25 mg/d，尿铝含量平均(2.98 ± 1.47) mg/L，血铝含量平均(1.42 ± 1.05) mg/L，均显著高正常范围。血清Ca (2.26 ± 0.21) mg/L低于正常范围，CT(0.65 ± 26.82) ug/L、ALP(47 ± 32.84) u/L位于较高水平，但在正常范围内，与饮水型氟中毒改变相同 [ 3 ] 。血液生化其余项目、PTH均在正常范围。氟中毒检出率为25.93%，氟斑牙检出率43.20%，氟骨症X线检出率24.09%，(根据《地方性氟中毒病区划分标准》(GB17018-1997)为饮茶型氟中毒病区。本次调查再次证实饮茶型氟骨症病情与经砖茶摄氟量、年龄均呈显著正相关。30岁以下年龄氟骨症检出极少，40岁以上年龄氟骨症检出率22.89%，符合饮茶型氟中毒流行病学特征 [ 4 ] [ 5 ] 。病情重主要原因是饮用普通青砖茶，砖茶品质极差 [ 6 ] ，居民每天通过饮用含氟量、含铝量高砖茶熬制的奶茶，摄入过多的氟、铝，导致血清钙较低，CT较高，成人X线摄片骨间膜骨化、关节退行性改变、骨皮质薄、骨质疏松检出率显著高于饮水型氟中毒(P < 0.01) [ 7 ] ，提示饮茶型氟中毒发病机制较为复杂，可能是饮茶型氟铝联合中毒。研究证实低氟砖茶预防饮茶型氟中毒效果显著，饮用 ≤ 200 mg/kg低氟砖茶可以避免饮茶型氟中毒发生 [ 8 ] [ 9 ] ，目前低氟低铝砖茶已经研制成功，并已经开展干预饮茶型氟铝联合中毒试验研究。
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user: 摘 要 为了研究地浸铀矿退役后残留在地下中的地浸液中铀的迁移情况，采用地下水模拟软件GMS建立某地浸铀矿退役后的地下水模型。通过某地浸铀矿地下水模型，模拟出某地浸铀矿在退役后水头分布。以地下水模型和某地浸铀矿退役后水头分布为基础，通过MT3DMS建立退役铀矿地下水铀运移模型。运行MT3DMS模型，得出在不同吸附条件下地下水中铀运移结果。对模拟的结果进行分析表明，提高含水层岩土的吸附性可以降低地下水中铀浓度和迁移距离。 关键词 :地下水污染，数值模拟，铀，GMS Copyright © 2017 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/
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user: 1. 引言 地浸采铀是一种非常规矿石的开采方法 [ 1 ] ，与常规开采方法相比较，地浸采铀具有投资少，生产效率高，对环境污染少等优点 [ 2 ] 。同国外地浸技术比较，我国地浸采铀技术起步较晚，但是发展极为迅速。目前地浸采铀已成为我国铀矿开采的重要方法之一，与常规开采相比较，地浸采铀具有其优越性。但是随着地浸铀矿开采退役后，在含矿含水层中残存一定铀浓度的地浸液，将会对采区地下水产生污染。为了研究残存的地浸液中铀的运移和降解规律，采用地下水溶质运移模拟软件GMS10.0 [ 3 ] 对某退役地浸铀矿地下水中残存铀进行数值模拟，分析地浸液中铀的运移规律。同时分析地浸液与矿石发生的化学反应，通过溶质运移软件模拟出地浸液中铀在自然条件下的降解规律，得出其中的化学反应对地浸液中铀的迁移产生的影响。
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user: 2. 采区概况 某地浸矿山位于我国西北部，属于疏松砂岩型铀矿床，经过一定时间开采后，目前已经处于退役状态。 2.1. 采区水文地质条件 根据地层地质条件，某铀矿含矿含水层自上而下划分为三层。第I层为潜水含水层。在潜水含水层中主要是砂岩、细砂岩，泥质胶结，较疏松，透水性良好，其厚度变化较稳定。第II层为含矿含水层以粗粒砂岩、中粒砂岩为主，含有少量中细砂岩，泥质胶结，疏松，透水性强。顶板主要是由泥岩、粉砂质泥岩及泥质粉砂岩构成，顶板平均厚度大约6 m，底板分布不稳定，主要为含泥夹层，且较破碎。第III层含水层层岩性以中粒砂岩为主，泥质胶结，疏松，透水性较强。第III层含矿含水层顶板主要是以含泥夹层为主，与第II层底板岩性相同，节理较发育，顶板厚度约为3 m，起伏变化不大，较平缓。底板是以泥岩层为主，隔水性较强。 2.2. 采区水文地质参数 地浸溶液主要是位于第II含矿含水层，其主要水文地质参数包括渗透系数、含矿含水层释水系数、弥散度以及孔隙度，弥散度是用来描述空隙介质弥散系数的一个重要参数，对于弥散度的计算和取值，当今学者做了广泛而深入的研究，李国敏 [ 4 ] 和Reh [ 5 ] 分析了多个水质模型的弥散度与尺寸效应的关系，得出不同模型尺寸效应的分维计算。通过分维计算，得出纵向弥散度，再由纵向弥散度和横向弥散度的比值得出横向弥散度，其中，纵向弥散度是表征地浸液中铀在纵向的含水层中弥散特征的重要参数，横向弥散度是表征地浸液中铀在横向的含水层中弥散特征的重要参数，其具体参数见表1。 2.3. 地浸采区地下水监测参数 根据采区的抽注井的分布，收集了其中某一年中的部分水位。其主要数据见表2。 2.4. 地浸采区模拟场的初始浓度条件 根据所调查的地浸铀矿的数据，监测地下水中元素含量，由此看出，退役后的地浸铀矿地下水中所含有的元素主要有钙、镁、铝、钠、钾、铀等元素，具体数据见表3。
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user: 3. 反应运移模型 退役铀矿的地下水修复治理是地浸铀矿退役环境治理的一个重要核心环节。通过监测地下水中污染 物浓度，采用地下水数值模拟软件GMS模拟出残存铀离子在地浸后的运移变化趋势，以及铀参与的化学反应对铀离子浓度的衰减所产生的影响。 对于饱和多孔介质的三维多组分运移模拟的方法有多种，徐海珍等 [ 6 ] 采用PHT3D对酸性地下水进行了模拟，并取得了一定的效果。Davis等 [ 7 ] 采用PHREEQ对地浸铀矿的地下水进行了模拟，分析了地球化学对水质的影响。本次模拟采用GMS软件中的MT3DMS模块，MT3DMS是模拟地下水中单项溶解组分对流、弥散、源汇和化学反应的三维溶质运移模型。其中，化学反应主要包括一些简单的单组分反应，包括平衡或非平衡状态的线性或非线性吸附作用、一阶不可逆反应和可逆的动态反应 [ 8 ] 。本次模拟采用对流-扩散-化学反应方程来模拟地下水中溶质运移。其中涉及的化学反应包括：化合物氧化水溶液中的铀；铀酰离子与硫酸根离子和硫酸氢根离子形成硫酸铀酰离子；酸法浸出液与围岩中的杂质发生反应。