DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 铝合金低压铸造模拟研究现状 Dashan Sui [ 10 ] 等利用Magma对铝合金轮毂的冷却和保温进行数值模拟。分析铸件各个位置的凝固时间，优化冷却凝固时间，在铸件壁厚位置延长冷却时间以优化工艺参数，减少缩孔、缩松。为消除A356铝合金进气歧管在低压铸造时的缩松、缩孔，Jiang Wenming等 [ 11 ] 用ProCAST模拟低压铸造A356铝合金充型和凝固过程，根据模拟结果优化铸件的浇注系统。结果表明，当浇注系统仅有一个浇口时，铝液充型不稳定，非顺序凝固，出现较大孔隙率。通过增加一个浇道，两个浇口，并在铸件热点增加冒口和冷却来改进浇注系统，极大减少缩松、缩孔缺陷，获得致密的铸件。 在低压铸造铝合金轮毂时，下模具会在热态时产生热变形，周鹏等 [ 12 ] 用ANSYS软件对热态下模热变形进行模拟分析，根据分析结果以及实际生产情况提出改进方案，周鹏等打破了热态下模是向上热变形的传统观点，通过模拟分析以及实际验证，证明热态下模是向下热变形的。改进后的下模变形小，铸件尺寸精度获得极大提高。 卢永祥等 [ 13 ] 对实际生产中盘类铝合金铸件的表面缺陷进行机理分析、工艺方案分析后，用ProCAST模拟分析铸件的充型过程，验证最初分析结果，并提出工艺改进，再次利用ProCAST软件模拟分析改进后的工艺方案，最终进行生产验证确定工艺方案有效正确。白亚江 [ 14 ] 基于现有的轮毂盖结构，在保证可靠性情况下去轻量化设计轮毂，先后完成对轮辐的初始化设计和拓扑优化。白亚江将弯曲疲劳试验结合HyperMesh建立有限元模型分析验证结果一致性；将13度冲击载荷试验结合仿真模型瞬态分析进行验证；将径向疲劳试验与仿真结果结合验证一致性，最终得到优化后的拓扑造型，再对此结构进行重新分析得出应力分布，后进行三维实体造型，再经过冲击弯曲径向试验验证台架试验可靠性。应用这种方法可以降低轮毂设计成本，节省了研发周期。赵岩等 [ 15 ] [ 16 ] 针对铝合金轮毂铸件质量不高提出利用数值模拟分析结果优化工艺参数的方法。赵岩等利用ProCAST模拟分析铝液充型后铸件凝固时各个部位的温度曲线，得出各部位的冷却速度，发现铸件从上向下依次冷却，铸件并无缩孔、缩松现象，再对轮毂性能进行试验分析，发现国内轮毂的力学性能与国外相比差距很大。针对模拟和试验结果，赵岩等优化模具水冷工艺确保铸件顺序冷却，消除孤立熔池，同时铸件还具有良好力学性能。针对ZL114A铝合金油路壳体铸件的质量以及微观结构，黄粒等 [ 17 ] 提出采用高纯合金原料进行铝合金成分优化，用Al-5Ti-1B丝细化晶粒，用Al-4Sb优化共晶Si结构，对铝液进行净化处理以减少夹杂物。黄粒等使用ProCAST模拟计算充型和凝固过程，在厚大热节位置布置缝隙浇口，完成工艺优化。辽宁工程技术大学的田晓生等 [ 18 ] 选用A356铝合金为轮毂铸件的材料，用ProE完成轮毂设计，利用VE划分体网络，边界条件选择空冷条件。再使用ProCAST模拟低压铸造充型、凝固过程，采用新山判据法 [ 19 ] 预测缩孔和缩松。最终通过合理设计水冷管道来减少缩孔和缩松。大型铝合金产品由于体积过大，浇铸时易产生缩松、缩孔等缺陷。赵有伟等 [ 20 ] 通过ProCAST模拟分析铝合金罐体低压铸造时的流场和温度场，判断铸造缺陷，通过分析结果优化铸造工艺。赵有伟等将冷铁安放于铸件两端及加强筋处，这极大地减少缩孔、缩松等缺陷，提高了铸件质量。 张章等 [ 21 ] 使用Magma软件模拟优化ARH380A箱盖金属型低压铸造工艺，分析铸件凝固过程。张章等发现模具温度在250℃以上时能减少铸件缩松现象；在不影响排气情况下，充型时间短可以消除铸件法兰的缩松；浇铸温度选择为730℃～740℃时，缩松现象有所减少。为降低研发成本、缩短开发周期，樊利国 [ 22 ] 基于OptiStruct结构优化软件，通过Brakingprofile和Curbstone设计18 × 7.5低压铸造铝合金轮毂，再结合HyperMesh、弯曲疲劳试验、13°冲击载荷试验和径向疲劳载荷试验完成轮毂造型拓扑优化，最终产品经过FEA验证合格。中国中车有限公司的陈红圣等 [ 23 ] 对高速动车组铝合金齿轮箱的低压铸造工艺进行了研究，分析判定缩松、缩孔、针孔、气孔等铸造缺陷，通过Magma模拟凝固过程优化铸造工艺。陈红圣等优化冷铁、冒口设计以减少缩松缩孔现象，同时采用旋转除气法 [ 24 ] 减少氧化物和氢含量以减少针孔，再采用外模开排气孔、掏空泥芯等方式减少气孔缺陷。
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user: 4. 铝合金低压铸造自动化研究现状 低压铸造铝合金铸件质量的好坏很大程度取决于模具温度与铸造压力的控制。董龙虎 [ 25 ] 用PLC相关技术，选择西门子S7.300PLC为核心的自动控制系统，然后利用数据采集卡准确检测液面压力，再利用数字组合法实现液面压力的调节。陈晨基 [ 26 ] 采用S7-200PLC技术，选择QBE9000-P16压力传感器和PT100温度传感器，采用S7-SCL语言编程完成新的控制系统，实现了铝合金低压铸造自动化生产。经实践生产证明，采用自动化生产的低压铸造铝合金的稳定性和精确性获得提高。 刘宁等 [ 27 ] 对薄壁铝合金低压铸造过程分析后发现不同时间的液面压力不同。刘宁等采用的单片机控制器为C8051F340，使用PTB203S压力传感器采集压力数据，同时将数据导入PID算法，优化PID算法，以PID算法为核心实现压力控制系统，再用MATLAB7.10对压力控制系统进行仿真模拟，并对比文献 [ 28 ] 中所采用的PLC压力控制方法，发现单片机压力控制方法比PLC压力控制方法更稳定。
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user: 5. 展望 近年来，各个国家都视节能减排为奋斗目标，故包括汽车工业等都正朝着轻量化合金的应用方向发展。铝合金低压铸造法已被深入的研究，并且获得广泛应用。数值模拟技术对优化铝合金低压铸造工艺起着重要作用。近年来，为限制铸件缺陷，广泛使用过程模拟。在交互式模拟环境中进行多相铸造过程模拟(多物理域的热流体模拟)及铸造材料和力学性能模拟 [ 29 ] 。利用计算机数值模拟技术可以模拟出铝合金低压铸造充型过程、冷却凝固过程，提前发现铝合金低压铸造缺陷，优化工艺参数，提高铸件质量。以计算机数值模拟技术为基础的铝合金铸造工艺模拟优化将成为铝合金低压铸造的一个发展趋势。
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user: 摘 要 本文配置了含不同混合稀土成分的精练熔剂，以及熔剂和铝粉的混合物。研究精炼熔剂对铝熔体的精炼效果的影响，通过金相分析、熔体当中气杂含量的测定、熔剂的差示热扫描(DSC)以及动力学曲线拟合。研究结果表明含混合稀土4 g的混合精炼剂具有较低的熔点621℃，并且具有较好的精炼效果，当混合稀土添加量增加时，精炼效果降低。精炼剂中的硫酸盐对精炼效果有促进作用。 关键词 :铝合金，精炼剂，净化，稀土化合物 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. 前言 在铝加工领域，铝合金熔体的净化，尤其是熔体中气体(氢气)和夹杂的控制比较困难。细小的氧化物夹杂与气体(氢气)在铝合金熔体中形成了一种相互寄生的关系。这种气体–杂质形成的二元体系 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] ，由于综合密度与铝熔体大致相当，很难在合金凝固前溢出液面。在凝固结束后滞留熔体当中，从而形成夹杂、缩孔或气孔的铸造缺陷，这些缺陷在其后一系列加工工序(如轧制、挤压、热处理等)也难以消除，造成了力学性能的恶化，尤其塑性和疲劳性能 [ 4 ] [ 5 ] 。所以提高铝合金熔体的净化效率和净化水平，是生产高品质铝合金铸件的关键之所在。已开发了许多炉外在线铝合金熔体净化处理技术，如旋转转子气泡法、电磁场去杂法、过滤法、真空法、超声振动法等 [ 6 ] [ 7 ] ，一些方法已获得工业化应用。转子喷吹同精炼熔剂并用的复合法已有专利报道 [ 8 ] ，要求开发高效、适用于喷吹机构的精炼熔剂。 目前常用精炼熔剂，常用共晶成分的NaCl、KCl作为主盐物体系。适当添加其它辅助熔剂来提高精炼熔剂捕获非金属氧化物夹杂和除气的效率。冰晶石能溶解氧化铝、形成低表面张力的混合溶液 [ 9 ] ，但溶入少量铝的冰晶石–氧化铝熔液会变成胶体状溶液，从而影响其流动性及铺展性 [ 10 ] 。稀土添加会影响铝熔体的密度、粘度和熔体结构，降低熔体的氢含量 [ 11 ] 。含稀土化合物的精炼熔剂有利于除去铝合金熔体中弥散的细小夹杂和游离氢 [ 12 ] 。但是，研究表明铝合金熔体中含有稀土时，一方面提高了铝液–氧化铝夹杂的润湿性，另一方面极易形成富含稀土的铝熔体区域 [ 13 ] [ 14 ] ，不利于充分发挥稀土除杂、固氢的作用。鲜有文献分析稀土化合物对铝合金精炼剂高温行为的影响。本文采用含有稀土化合物、冰晶石及硫酸盐的新型精炼剂(a novel refining flux)净化工业纯铝合金熔体，分析了不同稀土化合物含量对稀土混合熔剂高温行为的影响，从而揭示了稀土化合物对铝合金精炼熔剂净化效率的影响的规律。
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user: 2. 试验方法 采用广州金邦有色合金有限公司提供的A00 (97%)工业纯铝。采用功率为7.5 kW的石墨坩埚电阻炉熔炼铝熔体。为了便于精炼后结果的比较，将A00工业纯铝加热到820℃高温保温熔化，用搅拌棒搅拌5 min使熔体充分吸气氧化。等待熔体冷却到750℃时扒渣后，将熔体质量2%的干燥的稀土精炼剂用钟罩压入熔体内部，进行除气、除渣精炼处理。熔体静置降温到720℃保温30 min后，将熔体浇注到预热到200℃的金属膜中。四组试样加入的稀土精炼剂的成分如表1。混合精炼剂中稀土氟化物的成分为2~8克。试样凝固后从距试样底部4 cm处取样，研磨抛光后不腐蚀，制取得到金相试样。采用Leica-430金相显微镜观察显微形貌。氢气采取减压凝固实验测定，实验在ACQ-1测氢仪中进行。氧含量的测定借助美国Leco公司生产的TC600氧氮联合测定仪进行，测量精度为1 ppm。采用NETZSCH STA409-C型热分析仪进行差示扫描量热法(DSC)测试分析，测试扫描温度范围为 30 ℃ ~ 800 ℃ ，试样在氩气气氛保护下进 Table 1 The quality of each chemical in the rare earth refining agen No. 50 wt%NaCl Na 3 AlF 6 CaCO 3 Na 2 SO 4 50 wt%LaF 3 +50 wt%KCl +50 wt%CeF 3 1# 80 20 5 5 2 2# 80 20 5 5 4 3# 80 20 5 5 6 4# 80 20 5 5 8 表1. 稀土精炼剂中各化学物质的含量 行测试，气流量为5 ml/min。熔剂样品升温速率为10 K/min， 熔剂 + 纯铝粉混合的样品升温速率为5 K/min。 本文所用试剂氯化钠、氯化钾、冰晶石、硫酸钠、碳酸钙、氟化镧、氟化铈均为分析纯。配置混合化合物熔剂前所有化学试剂均经过250℃烘烤3小时，详细细节参见文献 [ 15 ] 。
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user: 4. 结论 1) 添加4 g混合稀土的精炼剂对铝熔体就有较好的精炼效果，残余气渣含量、孔隙度、熔体气体(氢气)含量及氧含量最低，分别为0.14 vol%、0.118%、0.0428 mL/100 g Al、3 ppm。 2) 添加4 g的混合稀土时，精炼剂当中的混合稀土、混合氯化钠和氯化钾、冰晶石、碳酸钠、硫酸钾形成五元共晶体系，使得精炼剂的熔点低至621℃。 3) 混合稀土精炼剂精炼效果较好的另一个原因是，精炼剂当中的硫酸盐和铝熔体反应较为剧烈，生成的气体可以提高精炼剂在熔体的分散性。
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user: 摘 要 本文对拜耳法赤泥进行改质后制备出一种铁水预处理脱硅脱磷剂，在其熔化性能测定的基础上，进行了铁水预处理脱硅脱磷高温模拟实验研究。研究结果表明：在赤泥中适量加入CaO进行改质，可显著降低赤泥的熔点，提高其熔化速度。利用赤泥与CaO质量比为100:30的赤泥基脱硅脱磷剂进行铁水预处理，铁水脱硅率达到98.2%，脱磷率达到75.5%，脱硅脱磷效果显著。 关键词 :拜耳法赤泥，改质，熔化性能，铁水预处理，脱硅脱磷 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 氧化铝生产过程中产生的固体废弃物称为赤泥。据统计，生产1 t铝大概需要2 t氧化铝，而生产1 t氧化铝大概能产生1~1.8 t赤泥，再加上铝工业的发展，其数量相当可观 [ 1 ] 。目前，国内外对于赤泥的综合利用主要包括提取有价金属，用于建材生产，如生产水泥、填充材料等，但是利用率仅为15%左右 [ 2 ] 。造成大量的资源浪费和环境污染，对人类的生产、生活造成了许多直接和间接的影响 [ 3 ] 。国内外许多冶金学者在铁水脱硅脱磷方面进行了大量的研究，如：Kaid [ 4 ] 等研究了关于固相Ca 3 P 2 O 8 饱和的CaO-P 2 O 5 -Fe t O体系，Tamura [ 5 ] 等研究了关于(Mg， Fe)O固溶体饱和的CaO-MgO-Fe t O-P 2 O 5 双液相渣，宝钢采用烧结矿粉、集尘粉做脱硅剂 [ 6 ] ，住友金属的SRP法 [ 7 ] 、名古屋厂的LD-ORP法 [ 8 ] 、NKK福山厂的少渣冶炼技术 [ 9 ] 、新日铁公司室兰厂的MURC法 [ 10 ] 等，但有关赤泥在铁水预处理脱硅脱磷方面的研究并不多见。 赤泥中含有含量较高的氧化铁、氧化钠和氧化铝，二氧化硅含量较低，氧化性高。赤泥颗粒分散性好，比表面积大，比较适合作为铁水预处理的脱硅脱磷剂。为此，以赤泥为主要原料经适当改质后可制备一种用于铁水预处理的脱硅脱磷剂，一方面能降低铁水中的硅含量和磷含量，缓解炼钢脱硅脱磷压力；另一方面可实现赤泥资源的综合利用，节约能源和资源。该研究具有十分重要的经济价值和社会意义。
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user: 2. 赤泥改质方案的设计 表1所示为国内某铝厂拜耳法赤泥成分。 由表1所示赤泥成分可知，其主要成分为Fe 2 O 3 ，具有高氧化性，同时含有一定量的Al 2 O 3 、Na 2 O可以作为脱硅脱磷剂的基础成分和助熔剂，具有降低渣熔点、黏度的作用。然而赤泥中CaO含量较低，熔点较高，在铁水预处理温度下，不能保持较好的流动性，结合脱磷脱硅剂的成分特点及脱磷的“三高一低”的基本要求，向赤泥中添加一定量的CaO，可降低赤泥基脱硅脱磷剂的熔点，增强其流动性，并提高碱度，增强赤泥的脱磷能力。 利用Factsage热力学计算软件得出CaO-SiO 2 -Fe 2 O 3 -14%Al 2 O 3 -6%Na 2 O系熔渣的液相线，如图1所示。 Table 1 The chemical composition of red mud (mass，% T.Fe TiO 2 Na 2 O K 2 O CaO SiO 2 34.50 4.24 6.05 0.08 0.85 9.62 Al 2 O 3 MgO P S 烧损 15.00 0.19 0.08 0.24 14.35 表1. 赤泥的化学成分(质量分数，%) 注：烧损主要来源于赤泥中的结晶水和羟基分解水。 图1. CaO-SiO 2 -Fe 2 O 3 -14%Al 2 O 3 -6%Na 2 O相图 在赤泥中添加CaO后，当w (赤泥):w (CaO) = 100:10时，赤泥基改质渣的成分在相图中如①号标记所示；当w (赤泥):w (CaO) = 100:20时，赤泥基改质渣的成分在相图中如②号标记所示；当w (赤泥):w (CaO) = 100:30时，赤泥基改质渣的成分在相图中如③号标记所示；当w (赤泥):w (CaO) = 100:40时，赤泥基改质渣的成分在相图中如④号标记所示；当w (赤泥):w (CaO) = 100:50时，赤泥基改质渣的成分在相图中如⑤号标记所示。 铁水预处理温度通常为1300℃~1400℃。分析相图可知，通过向赤泥中添加CaO进行改质，当w (赤泥):w (CaO)在100:10~100:50范围内时，改质后赤泥的熔点能够满足铁水预处理的要求。因此，确定赤泥基脱硅脱磷剂的改质方案为w (赤泥):w (CaO) = 100:10~100:50。
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user: 3. 实验方法 3.1. 熔化性能测定 熔化性能测定实验以赤泥为主要原料，加入不同量的CaO进行改质，制备成不同碱度的赤泥基改质渣，测定其熔化性能。熔化性能采用图2所示熔点熔速测定仪测定。 图2. 熔点熔速测定仪结构简图 Table 2 Chemical composition of molten iro C P Si 4.47 0.22 0.46 表2. 铁水成分(质量分数，%) 熔化性能测定实验采用半球熔点法进行，升温速率为10℃/min。当试样熔化至原始高度1/2时的温度为熔点，熔化至原始高度3/4时的温度为流动温度。将设备升温至1350℃恒温10 min后，再将试样推入电阻炉恒温区，当试样高度变为原始高度的1/2时所需要的时间即为熔速。同组实验至少做3次，取平均值。 3.2. 脱硅脱磷高温模拟实验 利用质量分数为97%的CaO试剂(分析纯)进行赤泥改质。脱硅脱磷高温模拟实验所用铁水成分如表2所示。 将成分如表2所示的生铁置于刚玉坩埚中，然后放进MoSi 2 高温管式炉恒温区内，通电后升温，并通入Ar气。温度升至1350℃后恒温0.5 h。生铁熔清后取样并加入赤泥基改质渣，将加渣时刻记为0时刻，之后分别在5 min、10 min、15 min、30 min、60 min用石英管吸取铁水样品，取样后盖上密封塞等待下次取样。60 min取样结束后，取出坩埚空冷。所取铁水样品采用红外碳硫分析仪(CS230)测定其中的C的含量，用分光光度计(7230G)测定P的含量，用电感耦合等离子体发射光谱仪(Optima 4300DV)测定Si的含量。
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user: 4. 结果分析与讨论 4.1. 赤泥改质渣的熔化性能 熔化性能测定实验过程中，赤泥基改质渣的高度变化情况如图3所示。各组赤泥基改质渣的熔点和流动温度测定结果如图4所示。 由图4可知，随着渣中CaO的配比量增加，渣的熔化温度和流化温度呈现先降低后增高的趋势。在赤泥与CaO质量比为100:30时，分别为1163.2℃和1223.2℃，熔化性能最好。 熔化速度的实验结果如图5所示。改质渣的熔化速度随着渣中CaO配比的增加呈现先加快后变慢的 图3. 熔化过程中高度变化图 图4. 不同成分赤泥改质渣的熔化温度和流动温度 图5. 不同成分赤泥改质渣的熔化速度 图6. 脱硅脱磷高温模拟实验过程中铁水的C、P、Si含量变化 趋势，其中赤泥与CaO质量比为100:30时渣的熔化速度最快为31 s。 在铁水预处理温度下，赤泥基脱硅脱磷剂应具有较好的流动性，否则将会影响脱硅脱磷效果，同时应具有较好的化渣速度，提高生产效率，因此赤泥与CaO质量比为100:30的改质渣为最优渣系。 4.2. 赤泥改质渣的脱硅脱磷效果 铁水预处理脱硅脱磷高温模拟实验过程中铁水的C、P、Si元素的含量变化如图6所示。由实验结果可知，随着时间的推移，铁水中的硅、磷、碳脱除速度基本上呈现出前期较快，后期较慢，最后趋于稳定的趋势。初始时刻渣中的氧化铁含量较高，脱硅脱磷反应剧烈发生。随着渣金反应的进行，渣中氧化铁被大量消耗，渣系成分会进入高熔点区域，逐渐远离液相区，熔渣黏度随之变大，脱硅脱磷动力学条件变差，因此实验后期脱硅脱磷能力随之降低。硅与氧的结合能力较磷与氧的结合能力强，最终铁水脱硅率达到98.2%，脱磷率达到75.5%。
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user: 5. 结论 1) 在拜耳法赤泥中适量加入CaO进行改质，可显著降低赤泥的熔点，提高其熔化速度。当赤泥与CaO质量比为100:30时，赤泥改质渣的熔化温度和流动温度最低，分别为1163.2℃和1223.2℃，熔化速度最快，为31 s，满足铁水预处理要求。 2) 利用赤泥与CaO质量比为100:30的赤泥基脱硅脱磷剂进行铁水预处理高温模拟实验，铁水脱硅率达到98.2%，脱磷率达到75.5%。
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user: 摘 要 本文从《中国统计年鉴》中选取中国1953年至2015年共63年的GDP作为数据，运用时间序列分析的基本分析方法——随机时序分析，对数据进行绘图分析、模型识别、参数估计、模型估计、模型拟合和检验，建立GDP时间序列模型，并对中国未来3年的经济发展做出预测，为政府制定经济发展战略提供依据。 关键词 :国内生产总值GDP，时间序列，ARIMA模型，预测 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. 前言 上世纪80年代初，中国开始研究联合国国民经济核算体系的国内生产总值(GDP)指标。中国于1985年开始建立GDP核算制度。1993年，中国正式取消国民收入核算，GDP成为国民经济核算的核心指标。23年国家统计局宣布中国将改进GDP核算与数据发布制度，取消容易引起误解的预计数，建立定期修正和调整GDP数据的机制，在发布GDP数据的同时发布相关的重要数据，必要时还将公布核算方法。这是中国提高GDP数据的准确性和透明度，向国际通行办法迈进的重要一步 [ 1 ] 。 2014年国家统计局将积极稳妥的推进国家统一核算地区生产总值，深化固定资产投资统计，加快改进能耗统计进一步完善社会消费品零售统计，同时将精心组织实施第三次全国经济普查认真做好普查登记。尽快制定经济核算图，指定全国统一的核算办法，为2015年正式实施全国统一的核算GDP来打下一个基础。此举将有效消除近10年来各省GDP总和与国家统计局核算的全国GDP存在较大出入的情况。
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user: 2. 问题分析 中国1953~2015年的GDP数据可以看成一个时间序列，首先通过其时间序列图判断其是否为平稳时间序列，若不是则需要先进行对数据的预处理，之后初步提出分析模型，不断通过对模型识别、参数估计以及显著性检验等建立最优时间序列模型，并用来预测中国未来3年GDP的走势。
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user: 3. 名词解释 1) AIC准则：该准则适用于模型的适用性检验。其定义为：样本外预测误差方法的有效估计量，但受自由度约束较为严重，常用于预测模型的选择。 2) GDP：是指在一定时期内一个国家或地区经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，常被公认为衡量国民经济发展、判断宏观经济运行状况的最佳指标。 3) ARIMA模型：自回归模型和滑动平均模型的组合，便构成了用于描述平稳随机过程的自回归滑动平均模型ARMA，ARIMA模型的实质就是差分运算与ARMA模型的组合。公式为： 。
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user: 4. 模型的假设 1) 中国1953~2015年没有出现或遭遇重大改革等事件。 2) 采集的数据统计口径相同无太大误差。 流程图：如图1所示。 图1. 流程图
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user: 5. 时间序列模型的建立 5.1. 序列平稳性检验 若一个随机过程的统计特性不随时间的推移而变化，则称它为平稳随机过程。平稳性是一些时间序列具有的统计特征，对数据进行平稳性检验是分析时间序列的关键步骤。平稳时间序列有两种定义，根据限制条件的严格程度，分为严平稳时间序列和宽平稳时间序列。对序列的平稳性有两种检验方法，一种是根据时序图和自相关图显示的特征做出判断的图检验方法；一种是构造检验统计量进行假设检验的方法 [ 2 ] 。 5.1.1. 时序图检验及自相关图检验 由图2可以看出该序列有明显的递增趋势，所以它一定不是平稳序列。从图可以看出GDP在1978年之前一直很平稳的在2000~3000亿元波动，但1978年后具有很明显的上升趋势，到2000年以后更是迅猛增长，可以看出原始序列显然是非平稳的。这很符合中国的国情，改革开放以后中国的经济快速发展，故GDP也指数式快速增长 [ 3 ] 。 图3中我们发现序列的自相关系数递减到零的速度相当缓慢，在很长的延迟时期里，自相关系数一直为正，而后又一直为负，在自相关图中显示三角对称性，这是具有单调趋势的非平稳序列的一种自相关图形式。该序列并不平稳。 5.1.2. 差分 为了能够对序列进行分析，要使其平稳化。故将选择差分法，对序列进行平稳化处理，从而进一步分析预测。由差分的选择我们可以知道序列蕴含着曲线趋势，通常低阶(二阶或三阶)差分就可以提取出曲线趋势的影响，我们对原始数据进行一、二阶差分，并验证其平稳性。我们先进行一阶差分，即相距一期的两个序列值之间的减法运算( )。如图4所示。 图2. 时序图 图3. 自相关图 图4. 差分后的序列 的时序图 1阶差分序列时序图显示，1阶差分提取了原序列中的部分长期趋势，但长期趋势信息提取不充分，1阶差分后序列中仍蕴涵长期递增的趋势，于是对1阶差分后1阶差分后序列再做一次差分运算。检验结果表明差分后的序列是非平稳的，故还要再次进行差分计算，即二阶差分： ，见图5。 由图6可知，我们可以确定二阶差分后序列平稳，时序图显示2阶差分比较充分地提取了原序列中蕴含的长期趋势，使得差分后序列不再呈现确定性趋势。所以，我们认为ARIMA模型的差分阶数d等于2。 5.2. 纯随机性检验 在将数据平稳化之后，还要判断序列是否有分析价值，必须对序列进行纯随机性检验，即白噪声检验。为了判断序列是否有分析价值，必须对序列进行纯随机性检验，即白噪声检验，因此在建模之前需要进行纯随机性检验。若是到平稳的白噪声序列，则该序列没有分析价值；若是平稳非白噪声序列，可进行模型拟合。 图5. 二阶差分时序图 图6. 差分后的自相关和偏自相关图 原假设：延迟期数小于或等于m期的序列值之间相互独立。 备择假设：延迟期数小于或等于m期的序列值之间有关联性。 当P值小于置信水平时，拒绝检验假设；而当P值大于置信水平时，不拒绝检验假设。在二阶差分后白噪声检验如图显示： LB统计量的P值 = 0.00125，小于0.05，所以可以断定二阶差分序列属于非白噪声序列。结合前面的平稳性检验结果，说明该序列是平稳非白噪声序列，可进行模型拟合。 5.3. 时间序列模型的建立 5.3.1. 系统定阶 为了尽量避免因个人经验不足而导致的模型识别不准确的问题，R提供了auto.arima函数。如前所述，ARIMA模型有(p， d， q) 3个参数，在此我们采用auto.arima函数定阶。 经过上述过程，拟合ARIMA (2， 2， 1)模型。 5.3.2. 拟合模型检验 模型的显著性检验主要是检验模型的有效性。一个模型是否显著有效主要看他提取的信息是否充分。一个好的拟合模型应该能够提取观察值序列中几乎所有的样本相关信息，换言之，拟合残差项中将不再蕴涵任何相关信息，即残差序列应该为白噪声序列，这样的模型称为显著有效模型。反之，如果残差序列为非白噪声序列，那就意味着残差序列中还残留着相关信息未被提取，这就说明拟合模型不够有效，通常还需要选择其他模型，重新拟合。所以模型的显著性检验即为残差序列的白噪声检验 [ 4 ] 。 LB统计量P = 0.9721和P = 0.9958均显著大于α (α = 0.05)，可知残差通过了白噪声检验，即认为残差序列为白噪声序列，该拟合模型显著有效。 我们可以根据自相关图和偏自相关图拟合(3， 2， 1)模型，检验结果： 拟合(3， 2， 2)模型，检验结果如下： P值均显著大于α，可知残差均通过了白噪声检验，即认为残差序列为白噪声序列。 5.3.3. 模型优化 AIC准则为选择最优模型提供了有效的规则，在所有通过检验的模型中使得AIC函数达到最小的模型为相对最优模型。 由图可知，ARIMA (2， 2， 1)模型使得AIC值最小，为1232.33，所以ARIMA (2， 2， 1)模型为相对最优模型。 5.4. 预测未来3年GDP走势及分析 所谓预测，就是要利用序列以观测到的样本值对序列在未来某个时刻的取值进行估计。目前对平稳序列最常用的预测方法是线性最小方差预测。线性是指预测值为观测值序列的线性函数，最小方差是指预测方差达到最小 [ 5 ] [ 6 ] 。 利用此模型对国内生产总值之后3年的GDP 进行预测结果如下： 可以从图7看出，模型拟合效果很好，国内生产总值在未来3年内还是会稳定地上涨。 图7. 预测图
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user: 6. 模型的评价 6.1. 模型的优点 1) 本文巧妙运用流程图，将建模思路完整清晰的展现出来。 2) 国民生产总值(GDP)受经济基础、人口增长、资源、科技、环境等诸多因素的影响，这些因素之间又有着错综复杂的关系，因此，运用结构性的因果模型分析和预测GDP往往比较困难。将历年的GDP作为时间序列，根据过去的数据得出其变化规律，建立预测模型，有着重要的意义。 3) 建立模型的过程中运用了R统计软件，结果准确并提高了工作效率。 6.2. 模型的缺点 1) 本文没有考虑GDP数据的周期性和季节性，如果能从这方面详细研究，一定能对GDP序列的发展变化规律做出更为准确地分析。 2) 对GDP的预测本文只建立了ARIMA这一种模型，缺乏与其他模型的比较。 3) 本文仅以GDP的变化为视角，并在该视角下，力图达到对经济运行较为准确的预测。但由该模型得出的预测结果只是一个预测值，而国民经济是一个复杂多变的动态系统，当国家的宏观政策发生调整，发展环境发生改变时都会使宏观经济指标出现相应地变化。
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user: 7. 总结 本文根据1953~2015年中国的国内生产总值(GDP)的统计资料，针对GDP的非平稳特征，通过差分变成平稳序列，建立GDP时间序列的ARIMA模型，并在此基础上用于国内生产总值GDP的预测分析。计算结果表明，该模型能较好地解决国内生产总值GDP的估计和预测问题，预测精度较为精确。
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user: 摘 要 本文主要基于中继聚合的研究方法对多跳ARQ系统的吞吐量进行了分析。首先，对由一对收发节点和一个中继节点组成的两跳ARQ系统的节点状态进行了定义，通过建立二维的Markov链得到了四阶的状态转移矩阵，并因而求得两跳ARQ系统中继节点的状态转移概率。其次，在讨论由一对收发节点和N个中继节点组成的N + 1跳ARQ系统时，我们采用中继聚合将N个中继节点合并成一个超级中继并使得N + 1跳系统在原理上等效于两跳系统，从而求得N + 1跳ARQ系统中继节点的状态转移概率。最后，把多跳ARQ系统自身的状态定义为“G”和“B”，结合超级中继和直传链路的状态我们得到了多跳ARQ系统状态转移过程的八个状态，并通过稳态方程求得了多跳ARQ系统吞吐量的解析式。事实上，我们的结果也证实了多中继和多跳ARQ系统的吞吐量研究有统一的方法，有利于后续研究的统筹规划。 关键词 :中继聚合，ARQ，Markov链，直传链路，吞吐量 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 无线传感器网络(Wireless Sensor Networks， WSNs)被公认为是继互联网之后的第二大网络，美国《技术评论》杂志于2003年评选出的将对人类社会具有深远影响的十大新兴技术中，WSNs位列第一。WSNs的应用十分广泛，在国土安全、军事、环境监测、智能交通、医疗卫生等领域已经成为不可或缺的一部分。但是，WSNs的发展和应用也面临着一些问题，而其最关键的问题之一就是抗衰落性差，这就对数据传输的可靠性提出了更高的要求，因而各种高能效可靠传输技术成为了无线通信研究的热点。作为一种有效的差错控制技术，协同自动重传请求(Cooperative Automatic Repeat reQuest， C-ARQ)协议 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] 以其可靠的数据传输而被广泛地应用和研究。 对于无线信道的衰落，我们一般会建立有限状态的Markov链来刻画衰落信道，从而研究无线通信的数据传输情况和通信系统的性能。文献 [ 4 ] 提出了一种基于两状态的马尔科夫链的Gilbert Elliott信道模型，将信道定义为两种状态，即“好”(Good)状态和“坏”(Bad)状态，该模型也成为后续研究的一种基本方法。文献 [ 5 ] 提出了带有单中继的ARQ系统的三状态马尔科夫模型，分别以完全相关的瑞丽衰落信道和完全不相关的瑞丽衰落为背景讨论了ARQ系统的吞吐量性能，得出影响吞吐量的三个因素：信道是否相关、中继节点位置、链路的衰落余量。文献 [ 6 ] 分析了组播协同ARQ协议(MCARQ)，通过建立三状态的马尔科夫链模型来描述数据的传输过程，并以对等的服务时间和理想的奈奎斯特脉冲为条件给出了一种有效的时延和能量分析模型。基于给出的分析模型，证实了MCARQ协议(Multicast CARQ)较MARQ (Multicast ARQ)有更优的时延和能效。文献 [ 7 ] [ 8 ] 将Gilbert Elliott信道模型和有限马尔科夫链模型进行了有效的结合并用来分析ARQ系统的性能，在文献 [ 7 ] 中Maymouna Ben Said等人提出了带有译码和发送(Decoding and Forwarding， DF)中继的多跳ARQ系统的三状态马尔科夫模型，并根据中继是否丢包对两跳ARQ系统的吞吐量性能进行了分析，遗憾的是文中对于大于两跳的多跳ARQ系统，并没有给出完整的吞吐量分析，也没有对ARQ系统的其它性能进行扩展分析；而文献 [ 8 ] 提出了一种节点协同的停等式ARQ方案(Node-Cooperative Stop and Wait， NCSW)，开创性地用到了中继聚合的方法，即通过Gilbert Elliott信道理论将M个中继节点等效成一个超级中继节点，进而建立了八状态的马尔科夫链模型分析了系统的吞吐量和时延性能，然而这种研究方法并没有拓展到多跳ARQ系统性能上。 本文基于以上研究的成果，尤其是在文献 [ 8 ] 的中继聚合的基础之上，将中继聚合的方法应用到了多跳ARQ协议的吞吐量性能的求解上，使得多跳和多中继ARQ系统在吞吐量的研究上有了统一的方法。
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user: 2. 基于中继聚合的多跳ARQ协议 文献 [ 8 ] 中介绍了怎样使用中继聚合法求解多中继协同ARQ的吞吐量，接下来我们将此方法用来分析多跳ARQ的吞吐量性能，以期使多跳ARQ和多中继ARQ在吞吐量的求解方法上保持一致。多跳无线系统具有N个中继节点： 见图1，这N个中继节点将无线信道分成N + 2个传输信道，分别是：直传信道，即源节点S和目的节点D之间的信道；中间信道，即源节点S到第一个中继节点 之间的信道；N个中继信道，即 到 之间的信道、 到 之间的信道、…、 到 之间的信道、…、 到目的节点D之间的信道。 2.1. 两跳ARQ系统的节点状态模型 首先从两跳ARQ系统开始分析，两跳系统有一对收发节点和一个中继节点，将信道分成三个链路：直传链路、中间链路、中继链路，如图2所示。衰落信道的研究这里采用Gilbert Elliott信道模型，直传链路、中间链路和中继链路的两状态的概率转移矩阵分别为： ， ， 我们定义中继节点有G和B两个状态，用 表示中继节点在 时隙的状态，其表达式及含义如下： (1) 这里 和 分别表示中间链路在 时隙、中继链路在 时隙的状态，只有当 和 都是G状态时，中继节点的状态 才是G状态，否则 为B状态。 的四种情况用 表示( )，其四状态的Markov链如图3。相应的概率转移矩阵为： (2) 设 ， 代表处于 状态的概率， ， 。 是一个两状态的Markov链，我们用转移参数 对其进行描述，其中 和 定义如下： ; . (3) 由图3中的Markov链可知： ，并根据条件概率的知识以及转移概率 得： 图1. 多跳ARQ系统 图2. 两跳ARQ模型 图3. 二维向量 的状态转移 . 2.2. 多跳ARQ系统的节点状态模型 当中继节点数 时，这里采用中继聚合法对中继节点逐步进行合并。首先，将中继节点 和中继节点 聚合成一个组合中继 ，接着再用组合中继 和中继节点 聚合形成新的更大的组合中继 。如此，直到N个中继节点聚合成一个超级组合中继 ，那情况就回到了两跳ARQ系统的情况。 用 和 分别代表中继 和中继 在 时隙的状态， 表示由中继 和 聚合成的组合中继 的状态，有： (4) 同 一样， 也是一个两状态的马尔科夫过程，用转移参数 对其进行描述，其中 和 定义如下： ； (5) 这里用 代表 的Markov参数，而用 代表 的Markov参数。其中 ， ；参数 亦是 到 之间信道的Gilbert Elliott参数。显然 的情况有四种，用 表示( )，其四状态的Markov链如图4所示。 根据图4和(5)式有： ，由 和条件概率的知识求得 ： 将组合中继 和中继 聚合为新的组合中继 ，并用 表示其在 时隙的状态。用同样的方法，直到所有的中继节点聚合成一个超级组合中继，此时用 表示超级组合中继在 时隙的状态，转移概率参数如下： ； (6) 图4. 二维向量 的状态转移 Table 1 State transition o T T R R T T R R 表1. 的状态转移
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user: 3. 多跳ARQ系统的吞吐量模型 本节根据上述思路，建立了针对于只有一个源节点、一个目的节点和一个“聚合”的组合中继的两跳ARQ方案，我们设定该ARQ协议只有两个状态：“T”状态，即源节点传输新的数据帧；“R”状态，即源节点和所有的协同节点重传数据帧。令 为ARQ系统在 时隙的状态，这样该ARQ系统就是一个两状态的马尔科夫模型。其参数定义如下： ； (7) 令 代表直传链路在 时隙的状态，综合考虑ARQ系统的状态 以及组合中继的状态 ，可以把ARQ系统的状态转移过程分为八个状态并建立八状态的Markov链。如表1给出了 的状态转移过程，其中八个状态分别为： ， ， ， ， ， ， ， 。与该模型相对应的转移概率矩阵如下： (8) 并令 为平稳状态的概率向量， 为平稳状态下系统处于状态 的概率。求解线性方程组， ， ，得到 。从而得： ， 。 由此可得多跳ARQ协议的吞吐量的表达式： (9)
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user: 摘 要 为研究中共十八大以来的反腐败力度对广东省经济增长的影响，本项目通过下载和提取最高人民法院设立的“中国裁判文书网”中，中国广东省自2009~2016年间2369份裁判文书中的反腐败变量，整理出广东省市级面板数据，构建反腐败力度评价体系，运用计量经济中面板数据研究方法实证分析研究反腐败对广东省经济增长的影响。经过Hausman检验，采用随机效应模型分析发现，反腐败力度对经济增长有短期抑制效应。这预示着我国至少广东省腐败情形已经十分严重。因此我们要直面反腐败短期可能带来的抑制经济的作用，在加大反腐败力度和保持高效的经济增长之间保持平衡。 关键词 :反腐败力度，经济增长，裁判文书，面板数据 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 自中共十八大召开以来，党风的廉政建设和反腐败斗争日益成为全国上下关注的焦点，上至高级官员，下至村级干部，中央始终坚持“老虎苍蝇”一起拍的布局，逐步加大纪检审查力度。反腐败力度的加强固然有助于政府的廉洁建设和社会民心的安定，但考虑到近几年我国GDP增长速度有所放缓，不禁引起人们的疑问，反腐败是否会在短期内打乱已有的平衡，对经济增长造成影响？美国《华盛顿邮报》发文《没有腐败，中国经济体系能否运行》，把中国经济下行压力归咎于反腐败使得官员追求GDP的愿望降低，同时同商人的“关系”减少。那么反腐败工作究竟与地方经济发展存在着怎么样的关系？ 本文以广东省为例，重点探讨反腐败力度与经济发展之间的关系。数据来源于中国最高法院在互联网设立的“中国裁判文书网”中的裁判文书和广东省各市统计年鉴。截至2016年7月30日，广东省共有公职人员贪污、受贿、挪用公款2369例裁判文书。通过总结文书结构，人工与程序结合筛选其中有效信息，构建市级面板数据，建立反腐败力度评价指标。再比较固定效应和随机效应模型，最终采用随机效应模型观察反腐败力度对广东省经济增长的影响。由于反腐败措施全国范围统一施行，且广东省经济总量大，包括众多规模较大的城市，有一定的代表性，可在较大程度上类推到国内性的分析中。另外，在本项目中整理出的其余裁判文书中的信息，可以用作其他的研究数据来源。 本文第二部分将进行文献综述，总结前人的理论假说，第三部分将对数据的统计过程进行说明，第四部分将对收集到的数据进行描述性分析，第五部分将构建模型并展示实证结果，在最后的第六部分进行总结和创新点的说明。
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user: 2. 文献综述 反腐败与经济增长关系的分析离不开探讨腐败与经济增长关系，学界一直存在着“有效腐败论”与“有害腐败论”两种观点。从最早国外学者Leff (1964) [ 1 ] 和hungtington (1968) [ 2 ] 的腐败有效论和与之相对的腐败会增加成本(Shleifer & Vishy， 1993) [ 3 ] ，扭曲资源配置(Tanzi， 1998) [ 4 ] ，到近年国内学者如陈刚、李树和尹希果(2008) [ 5 ] 、阚大学和罗良文(2010) [ 6 ] 站在实证分析角度上对腐败进行研究，分别得出结论腐败有助于改善经济效率，对于发展中国家，腐败与经济增长之间呈现一种倒U型的关系。 关于反腐败是否会有效阻碍腐败对经济增长的影响，现阶段相关文献较少，主要集中在法律和体制等理论研究层面。且总体研究质量并不理想，宏观化、对策式研究很多 [ 7 ] 。因为数据的缺乏，学者多使用《中国检察年鉴》中的腐败立案数单一数据作为反腐败力度的指标，如陈屹立和邵同尧(2012) [ 8 ] 。自2012年中央加大反腐败力度以来，相关实证分析增加，但总体数量和数据信息量仍然较少，结论众说纷纭。倪星，孙宗锋(2015)从政治因素、经济因素、社会问责程度、市委书记个性特征四个方面对反腐败力度进行测度，发现地级市层级的经济发展与反腐败力度之间存在着显著的倒U型关系 [ 9 ] 。王贤彬和王露瑶(2016)利用十八大以来至2014年末全国31个省区的季度数据，分析了反腐行动对经济发展影响的路径，得出高强度的反腐败会在短期遏制经济增长 [ 10 ] 。姚树洁(2015)考虑到了腐败程度和反腐力度，实证研究证实了反腐败能促进经济长期可持续增长，对十八大做出反腐决定有其科学性 [ 11 ] 。 以上可以看到，相关研究没有学者考虑从法律数据库中的裁判文书获取更完整全面的反腐败力度信息。这让我们得以从另一个角度去观察反腐败力度对经济增长的影响。
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user: 3. 数据的统计过程 本项目通过选取中国裁判文书中地区关键词“广东省”、案由关键词“贪污贿赂”，下载全部文书，罪名包括贪污罪、受贿罪、行贿罪、私分国有资产罪和挪用公款罪。 在整理信息时，本项目成员利用了《文书信息表》和《案件信息表》两张表来获取相关信息。《文书信息表》主要用于记录诸如文书的裁判日期、判决法院、关联文书等一系列裁判文书的基本信息，利于更加方便的检索文书及文书的相关文件；而《案件信息表》主要用于记录诸如被告人姓名、涉案金额、判决决定等一系列案件的相关信息，作为我们在分析研究数据时的关键信息来源。裁判文书通过审判程序分类可分为，一审、二审、再审、刑罚变更、再审审查与审判监督及其他，在整理的过程中，项目成员剔除了无有效信息的刑罚变更书，通过DOCID的连接，利用统计软件STATA删去信息重复的文书。统计的变量详细说明见附录(表1、表2)。 Table 1 Document informatio 变量 英文变量名 说明 DocID DocID 文书的网址，是文书的唯一识别码，得到了识别码，就可以确定是哪一份文书，可快速找到文书原文。用网址中代码直接作为变量名，有助于提醒我们这是跟机器(网络)联系的变量。 发布日期 publish_date 文书发布上网的日期。记录这个变量有助于我们了解文书发布的滞后时间规律，以及这种规律随着时间和地区是如何变化的。 裁判日期 judgment_date 文书的落款日期。 法院 court 发布文书的法院。 编号 NO 文书编号。法院系统以此编号定位每一份文书。因此也是唯一识别码。 关联文书的编号 relevance_NO 记录关联文书编号。比如二审文书中出现的一审文书编号，减刑文书中出现的生效文书编号。可避免同一份文书重复记录。 文书类型 document_type 文书中标明的类型，比如刑事裁定书、刑事裁定书。可便于文书分类。 是否为终审 final_judgment 终审文书会有具体说明本裁定(判决)为终审裁定(判决)。 文书标题 title 文书上方的标题，即文书下载后的doc文件名称。便于后期通过搜索从本机中找到doc文档。同时文书标题中也存在一些关键信息，可用于程序的自动校对。 表1. 文书信息表 Table 2 Case informatio 变量 英文变量名 说明 DocID DocID 用于快速找到这个文书。同时用于跟文书信息连接。后期可以用程序直接把文书信息表里面的变量合并过来，节省整理的时间。 审判程序 judicial_procedure 根据法院网站的分类，审判程序包括：一审、二审、再审、复核、刑罚变更、再审审查与审判监督及其他。 被告人 defendant 被公诉机关指控涉嫌犯罪的当事人。 被告人(当事人)顺序 defendant_order 一份文书中会有多个被告人出现，按被告人在文书中出现的先后顺序，用数字进行标注。 性别 gender 被告人的性别。 出生日期 birthday 被告人的出生日期。 出生地 birth_place 被告人的出生地，是文书中用以表述被告人户籍信息的方式之一。 户籍所在地 domicile_place 被告人的户籍所在地，是文书中用以表述被告人户籍信息的方式之一。 XX人 register_place 被告人是哪个地方的人，是文书中用以表述被告人户籍信息的方式之一。 工作单位及职务 workplace_title 用以确认被告人的工作性质及职务高低。 国家工作人员与否 whether_national_staff 判断被告人是否为国家工作人员，具体以文书中是否有注明国家工作人员为准。 纪委发现日期 finding_date 纪律检查委员会发现被告人犯罪事实的日期，主要针对国家工作人员。 双规日期 shuanggui_date 纪律检查委员会要求有关人员在规定的时间、地点就案件所涉及的问题作出说明的日期，主要针对国家工作人员。 立案侦查日期 filing_date 检察机关立案侦查的日期。 检察院审讯日期 interrogating_date 检察院对被告人进行审讯的日期。 取保候审日期(首次) bailing_date 司法机关对被告人采取取保候审的日期，以首次取保候审的日期为准。 监视居住日期 residential_surveillance_date 司法机关对被告人采取监视居住措施的日期。 羁押日期 detaining_date 被告人被羁押的日期。 刑事拘留日期 detention_date 被告人被刑事拘留的日期。 逮捕日期 arresting_date 被告人被逮捕的日期。 移交检察院日期 hand_over_to_procuratorate_date 案件被移交到检察院的日期。 检察院提起诉讼日期 suing_date 检察院对案件提起诉讼的日期。 表2. 案件信息表 Continued
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user: 4. 实证数据分析与模型构建 4.1. 数据的描述性分析 本文中，除上述变量的数据来源为中国裁判文书网外，其余数据来源均为广东省各市统计年鉴和中国统计局官网。 研究期间2016年并未结束，所以期间的案件没有完全上传，不是完整样本，所以我们在研究中剔除了2016年的数据。通过汇总比较我们最终考虑的变量说明如下： 1) 涉案人数 。该市当年裁判文书中被告人总数。 2) 腐败案件数 。该市当年贪污贿赂案件总数。 3) 涉案金额 。该市当年裁判文书中注明的贪污贿赂金额总额。 4) 发现腐败平均用时 (年)。被告人第一次进行贪污贿赂行为至被检察机关发现的时间间距。 5) 财政收入 。 6) 国家工作人员总人数 。城镇非私营单位从业人员年末人数。 7) 总刑事案件数 。中国裁判文书网公布的该市当年总刑事案件数。 8) 国家工作人员年总工资 。全市城镇非私营单位在岗职工人数与工资中的在岗职工工资总额。 9) 涉案人数比涉案人数比 。该市当年度涉案总人数/该市当年公务员总人数。 10) 案件比 。该市当年腐败案件/该事当年总刑事案件数。 11) 涉案金额比 。该年涉案总金额/该市当年公务员年总工资。 12) GDP 。该市当年GDP。 13) 经济增长率 。该市当年GDP增长率。 统计结果如下(表3)： Table 3 Number of cases each yea 判决年份 2010 4 2011 6 2012 14 2013 91 2014 761 2015 620 2016 166 表3. 文书的判决年份及其案件数统计 从表3我们可以看出，中国裁判文书网中的广东省贪污腐败案件主要集中在是2014年和2015年。但是考虑到法院自行上传文书可能有延迟和缺失，日后会考虑扩大样本至全国以减少误差。 为了初步了解各城市的案件情况，我们根据法院司法管辖区域，将案件汇总到各城市，统计出各变量的信息，具体如表4所示。在此基础上作出图1，并进一步对数据进行图形的直观分析。 由图1可知，各城市的人数与总案件数是高度相关的，因为一般来说一个案件只涉及一个主要被告人，能提供的信息也是比较相似的，涉案人数多的城市，案件数量也较高，广州市、深圳市、佛山市涉及的腐败案件和人数较多，这也许与这些城市较高的反腐力度和公职人员数量有关。 虽然图1为研究提供了一些直观理解，但是通过图2可以看到，涉案金额提供了新的一部分信息，涉案人数和案件数量较多的城市，与其涉案的总金额并不一定成简单的线性关系，如梅州市有全省第四多的平均涉案人数和案件数量，但是涉案金额却远远低于同涉案人数和案件数量层次下的城市。这可能与当地的总体经济水平有关，所以研究中只考虑涉案人数和案件数量是远远不够的。 发现腐败平均用时也是一个较好的度量反腐败力度指标，该指标计量了从涉案人员第一次进行贪污腐败活动至被检察机关发现，双规，上级谈话，拘捕等等有记录的第一个时间点的时间间隔，用时越久意味着反腐败力度越低，用时越短证明反腐败力度越高。(如图3)。 为了初步了解案件数量在空间上的分布，还利用ArcGIS软件绘制了图4。如图4所示，案件数量似乎在广东省中部和东西两翼出现了聚集状态，这很值得我们做进一步分析。 由上述分析可知，上述变量中体现的规律与当地国家工作人员数量、当地经济规模有着较强的联系，为了消除这些城市间的差异，我们还收集了各城市的国家工作人员数、当地国家工作人员年总工资、当地总刑事案件数量，试图通过比率消除这种影响。
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user: 5. 模型的构建及实证结果分析 为了观测选取的变量对经济增长的影响，我们初步构建了6个模型： (1) (2) (3) (4) Table 4 Variables in guangdong provinc 城市名 (万元) (年) 潮州市 24 19 151.56 4.57 东莞市 27 26 817.79 2.52 佛山市 192 161 9349.58 5.8 广州市 465 408 22496.97 5.91 河源市 53 36 331.49 4.18 惠州市 75 60 1706.2 3.13 江门市 92 72 2389.52 7.82 揭阳市 76 56 7996.58 6.52 茂名市 73 68 2117.31 6.88 梅州市 112 89 363.88 5.69 清远市 72 66 4632.54 5.57 汕头市 46 42 7722.93 5.46 汕尾市 4 1 325 10.25 韶关市 35 31 380.97 6.06 深圳市 146 132 6678.59 5.75 阳江市 75 46 683.82 4.8 云浮市 44 28 107.43 4.91 湛江市 115 74 1286 4.16 肇庆市 98 87 2421.17 4.59 中山市 41 41 2706.65 4.39 珠海市 52 51 3660.07 5.37 表4. 广东省各市各变量统计结果 图1. 各城市涉案总人数和案件数 图2. 各城市总涉案金额 图3. 各城市发现腐败平均用时 图4. 案件分布 (5) (6) 其中中下标i代表城市，t代表年份。τ t 是时间固定效应，控制不随城市变化只随时间变化的变量，例如宏观经济基本面的波动等；δ i 是城市固定效应，控制那些不随时间变化只随城市变化因素，例如人民生活习惯、地理特征等；ε it 是随机扰动项。 经过hausman检验，我们选择了随机效应模型，回归结果如下表(表5)。 通过观测回归结果，可以看到每一个关键变量对GDP或GDP实际增长率单独并没有特别显著的作用，但是这并不代表当这些关键变量综合到一起时也不会产生显著效果。因此我们接下来选择综合这些变量，构建反腐败力度的综合评价指标。 构建模型： (7) 为构建的反腐败力度指标， 为常数项 (8) (9) (10) (11) 回归结果如表6所示。 从结果中可以看到，反腐败指标2和3分别在1%和10%显著水平下显著，且系数均为负，说明反腐败力度的增强确实对经济增长有短期的抑制作用。而且由文章描述性分析部分可知，各城市涉案人数和案件数量提供的信息的是相似的，涉案金额和发现腐败平均用时各提供了不同侧面的信息，选择将涉案人数和案件数量相加，再与涉案金额和发现腐败平均用时相乘，能提供最全面有效的信息。据此认为Enforce3可以作为构建的反腐败力度指标。