DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 受2008年金融危机以及欧债危机的影响，美欧等发达国家经济遭受重创，为恢复本国经济，部分发达国家开始转向国际市场吸引资本流入。与此同时，发展中国家在全球贸易投资自由化深入的背景下，主动参与国际市场竞争，在对外投资领域不断向海外进行扩张，经济迅猛发展，与发达国家经济复苏缓慢形成鲜明对比。在美欧等国的大力推进下，“竞争中立”规则逐渐成为发达国家遏制新兴经济体国家经济发展的工具。 美国自20世纪90年代初开始，在其区域贸易协定和投资协定中加入“竞争中立”条款，建立起一套旨在降低与国有企业相关贸易与投资壁垒的规则体系。在区域贸易协定层面上，在其中纳入国有企业及其竞争中立条款；在双边投资协定层面上，在维持作为外国投资者的国有企业享受与私有企业同等待遇的同时，要求东道国国有企业承担政府的投资促进和保护义务。这类规则体系均为一些发达国家贸易和投资条约所借鉴，加上20世纪90年代以来各国的私有化，与国有企业及其竞争中立相关的贸易与投资壁垒总体呈下降趋势。目前针对“竞争中立”定量方面的文献研究较少，仅有李宇英(2019)构建了国际“竞争中立”衡量指标，对澳大利亚、新西兰、美国、英国、金砖五国和越南等十国“竞争中立”水平进行了比较研究 [ 1 ]，尚未有学者对“竞争中立”对贸易和投资产生的效应进行研究。因此，本文试图采用引力模型实证研究此类壁垒的削减对双边贸易与投资的影响。
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user: 2. 国有企业及其竞争中立的宏观度量 经合组织在2015年 [ 2 ] 和2018年 1 分别发布了产品市场监管指标(PMR)， 2 该指标涵盖了1998年、2003年、2008年、2013年和2018年中34个经合组织国家以及其他21个非经合组织国家的经济范围内的监管和市场环境，用于衡量政策促进或抑制竞争的产品市场竞争的程度。本文拟采取PMR下的公有制(Public Ownership)作为国有企业因素引入贸易引力模型中，研究国有企业及其竞争中立的贸易效应和投资效益。 图1. 产品市场监管指标 3 如图1所示，OECD发布的PMR指标是通过自下而上的方法构建的。18项子项目指标对应有问卷调查表和相应的权重分值，先汇总至公有制等6项指标中，然后再汇总至国家参与引起的扭曲和国内外进入的障碍两大指标，最终形成了PMR产品市场监管指标。 Table 1 Composition of public ownership inde 指标 衡量依据 所有权 国有企业范围 根据该国26个企业部门中，国家，州，地区或省级政府是否控制至少一家企业，衡量这些部门中是否存在国有企业 网络部门的政府规制 政府对6个网络部门(天然气、电力、电子通信、铁路交通、航空运输和水运)中最大公司的股权 控制权 直接控制企业 政府对企业是否存在一般约束或特别投票权 国有企业治理 国有企业(SOEs)市场纪律的脱离程度(法律约束优惠、融资及其他优惠、法律豁免优惠、潜在性竞争活动披露)以及政府对国有企业管理的政治干预程度(所有权归属、CEO任命、国有企业合并、股权和/或重组计划的审查和清算) 表1. 公有制指数构成 国有企业范围、网络部门的政府规制、直接控制企业和国有企业治理四项子项目构成了公有制指标。其中，国有企业的范围和网络部门的政府规制属于国家对企业的所有权，直接控制企业和国有企业治理属于国家对企业的控制权。(表1)自北美自由贸易协定开始，政府对企业的所有权和控制权一直都是衡量国有企业的重要指标。而且，在国有企业治理指标中，可以较明确的体现出国有企业相对私营企业的不正当优势，将会对贸易和投资形成壁垒。因此，本文以上述4项指标构成的公有制(Public Ownership)指标为自变量 S O E i t ，研究国有企业及竞争中立的贸易效应和投资效应。
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user: 3. 贸易效应实证研究 3.1. 选取模型 本文在传统的贸易引力模型的基础上，加入了国有企业因素变量。拓展后的贸易引力模型分别以两国之间的进口额、出口额和贸易额为因变量，以两国之间的GDP规模、距离、两国的人口和国有企业因素为自变量，以双方是否接壤、双方是否使用同一种语言、双方是否签订FTA为虚拟变量，构造出以下模型： lnIMPORT i j t = β 0 + β 1 ln GDP i t + β 2 ln GDP j t + β 3 ln D I S T A N C E i j + β 4 ln POP i t                                         + β 5 ln POP j t + β 6 ln S O E i t + β 7 L A N G U A G E i j + β 8 A D J A C E N T i j + β 9 F T A i j + ε i j t ， (1) lnEXPORT i j t = β 0 + β 1 ln GDP i t + β 2 ln GDP j t + β 3 ln D I S T A N C E i j + β 4 ln POP i t                                         + β 5 ln POP j t + β 6 ln S O E i t + β 7 L A N G U A G E i j + β 8 A D J A C E N T i j + β 9 F T A i j + ε i j t ， (2) lnTRADE i j t = β 0 + β 1 ln GDP i t + β 2 ln GDP j t + β 3 ln D I S T A N C E i j + β 4 ln POP i t                                     + β 5 ln POP j t + β 6 ln S O E i t + β 7 L A N G U A G E i j + β 8 A D J A C E N T i j + β 9 F T A i j + ε i j t ， (3) 3.2. 样本及数据来源 根据OECD公布的1998年、2003年、2008年、2013年和2018年OECD国家经济政策制度指标，选取其中的国有企业政府控制因素项下的公共所有指标作为自变量。在OECD公布的数据中，选择其中涉及到的35个OECD国家和巴西、中国、印度、俄罗斯和南非共计40个国家作为样本国家，选取时间为1998年、2003年、2008年、2013年和2018年的面板数据，研究国有企业因素对样本国家的贸易影响。 样本国家之间的贸易数据来源于联合国统计司商品贸易统计数据库(comtrade)，GDP数据来源于OECD国民生产总值数据库，人口数据来源于联合国统计司，双边地理数据和语言数据来源于CEPII的GeoDist数据库，双边陆地是否接壤的数据来源于谷歌地图。 3.3. 回归结果与分析 (1)~(3)均经过对数处理，因此能够消除一定的异方差性。其次，在回归之前，先利用Eviews8.0对(1)~(3)的初始模型进行平稳性检验。检验结果如表2所示。三个方程结果均通过了显著性为1%的平稳性检验，所以三个方程中的因变量均为平稳时间序列。 Table 2 P value of stationary tes 检验方法 (1) (2) (3) LLC检验 0.0000 0.0000 0.0000 ADF检验 0.0000 0.0000 0.0000 PP检验 0.0000 0.0000 0.0000 表2. 平稳性检验P值 资料来源：根据eviews平稳性检验结果整理。 由于本文使用的是面板数据，进行平稳性检验之后，先分别对(1)~(3)进行F检验，判断采用混合效应模型还是随机效应模型，F检验结果拒绝了混合效应模型；然后分别对(1)~(3)进行Hausman检验，判断采用固定效应模型还是随机效应模型，Hausman检验的结果拒绝采用随机效应模型，因此本文使用固定效应模型进行分析。利用Eviews8.0对(1)~(3)的固定效应模型进行回归，得出表3所示的结果。 Table 3 Results of trade gravity model equation regressio 解释变量 (1) (2) (3) ln ( G D P i t ) 0.9892 *** (48.0865) 1.0565 *** (49.3565) 1.0151 *** (58.4749) ln ( G D P j t ) 1.2751 *** (38.9723) 1.1406 *** (33.4901) 1.1799 *** (42.7358) ln ( D I S T A N C E i j ) −0.8533 *** (−61.8645) −0.9798 *** (−68.2616) −0.8811 *** (−75.6977) ln ( P O P i t ) −0.1077 *** (−6.4829) −0.1239 *** (−7.1640) −0.1201 *** (−8.5638) ln ( P O P j t ) −0.3166 *** (−10.4282) −0.2001 *** (−6.3305) −0.2489 *** (−9.7153) ln ( S O E i t ) −0.1973 *** (−4.2300) −0.1887 *** (−3.8874) −0.2189 *** (−5.5630) L A N G U A G E i j 0.1039 *** (4.9545) 0.2055 *** (8.7322) 0.1463 *** (7.6665) A D J A C E N T i j 0.1566 *** (6.0084) 0.1952 *** (7.1953) 0.1657 *** (7.5295) F T A i j 0.1306 *** (7.7241) 0.1628 *** (9.2591) 0.1326 *** (9.2961) C常数项 −11.3494 *** (−46.5573) −10.9534 *** (−43.1662) −10.5124 *** (−51.1012) 加权 R 2 0.7360 0.7334 0.7951 加权修正后 R 2 0.7355 0.7329 0.7947 F检验prob.值 0.0000 0.0000 0.0000 样本数 6398 6397 6398 表3. 贸易引力模型方程回归结果 资料来源：根据eviews平稳性检验结果整理。注：***表示统计量在1%的显著性水平上通过检验，括号内的值为t统计值。 回归结果中，各个自变量均通过了显著性水平为1%的t检验，3个方程也均通过了F检验，表明方程拟合效果较好。对优化后的方程回归结果进行比较，尽管方程(2)和(3)的R^2优于(1)，但本文是研究作为贸易壁垒的国有企业因素对双边贸易额的影响，将进口额作为因变量更符合本文研究对象，因此(1)为最佳方程。 (1)的回归结果与理论假设一致，经济规模(GDP)、人口、语言、双方签署FTA和陆地接壤对贸易有明显的正向促进作用，而距离、国有企业因素在一定程度上抑制了双边贸易。因此，引力模型实证表明国有企业因素壁垒的削减能有效促进双边贸易的发展。
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user: 4. 投资效应实证研究 4.1. 选取模型 Santos Silva和Teneyro (2006)提出泊松伪最大似然(PPML)估计是解决引力模型异方差和零值因变量有偏估计问题的最优选择，他们使用蒙特卡罗模拟法，将PPML与使用对数线性化模型的最小二乘法(OLS)的估计结果进行比较，发现在存在异方差性的情况下，使用对数线性化模型获得的估计结果严重偏差，而泊松伪最大似然(PPML)的结果均保持稳健，证明了泊松伪最大似然(PPML)估计器在估计引力模型方面的性能优于传统的线性估计 [ 3 ]。 根据本文研究对象的样本数据，部分国家的被解释变量，即FDI存在零值，使用传统的最小二乘回归估计会出现异方差和有偏估计等问题。因此本文采用泊松伪最大似然(PPML)方法进行分析，以两国之间的FDI流入量为因变量设定引力模型如(4)所示： ln FDI INWARD i j t = β 0 + β 1 ln GDP i t + β 2 ln GDP j t + β 3 ln GDP GROW i t + β 4 ln S O E i t                                           + β 5 ln D I S T A N C E i j + β 6 A D J A C E N T i j + β 7 F T A i j + β 8 L A N G U A G E i j                                           + β 9 ln TRADEOPEN i t + β 10 ln F D I R E S T R I C T I O N S i j + ε i j t ， (4) 4.2. 样本及数据来源 与上节贸易效应实证研究相同，本模型中的 SOE it 变量由PMR“公有制”指标表征。OECD测算了1998年、2003年、2008年、2013年和2018年成员国及部分非成员国PMR指标，因此，数据的时间序列只能限于这5年。样本国家依然是35个OECD国家和巴西、中国、印度、俄罗斯和南非共计40个。 因变量，即双边FDI数据来自OECD外国直接投资数据库，可获得数据的时间序列为2003~2017年，但是，该数据库的统计口径在2013年发生变化，此前统计采用《OECD外国直接投资基准定义》第三版基准，2013年后则采用第四版基准，这意味着，FDI数据在2013年中断，前后的数据无法纳入同一面板。因此，实证检验选取样本国家2003年和2008年的面板数据。 解释变量“外国直接投资壁垒”采用PMR一级指标“内外资进入壁垒”下属“贸易与投资壁垒”二级指标下的“外国直接投资壁垒”三级指标(图1)，该指标直接移植自OECD外国直接投资限制指数(FDI Restrictiveness Index) [ 4 ]。由于“外国直接投资限制指数”的赋值范围是0~1，而PMR指标的赋值范围是0~6，因此，PMR“贸易与投资壁垒”指数 = “外国直接投资限制指数” × 6。该指标度量一国主要经济部门限制外国直接投资的显性规制措施，主要涵盖以下四方面：股权限制、审查核准、关键人员准入限制和经营限制，但未纳入公司治理、国有企业和隐性限制措施，因此，与PMR“公有制”指标不存在相关性。 解释变量“经济增长率”的测算方法为 ( GDP i t − GDP i ( t − 4 ) ) GDP i ( t − 4 ) ，即采用观察年份前5年GDP总增长幅度。解释变量“贸易开放度”的测算方法为，计算公式为 ( IMPORT i t + EXPORT i t ) GDP i t ，分子采用货物贸易 数据。此外，样本国家经济规模、人口、双边地理和语言数据、双边陆地是否接壤等数据来源均与上节相同。 4.3. 回归结果与分析 使用面板数据，采用泊松伪最大似然估计，利用Stata SE对(4)进行回归分析，得出表4所示的结果。 (4)的回归结果中，国有企业因素( SOE i t )通过了显著性水平为5%的t检验，贸易限制指数( FDIRESTRICTIONS i t )未通过显著性检验，其他自变量均通过了显著性水平为1%的z检验。剔除贸易限制指数( FDIRESTRICTIONS i t )后，得到(4)’，对(4)’进行回归，国有企业因素( SOE i t )通过了显著性水平为5%的z检验，其他自变量均通过了显著性水平为1%的z检验。 根据(4)的回归结果，可以证明经济规模(GDP)、语言、双方签署FTA、陆地接壤和贸易开放度对投资流入有明显的正向促进作用，而距离、国有企业因素在一定程度上抑制了投资流入。因此，引力模型实证表明对国有企业因素投资壁垒进行规制能有效促进双边投资的发展。 Table 4 Results of FDI gravity model equation regressio 解释变量 (4) (4)’ ln ( G D P i t ) 0.3675 *** (9.57) 0.3718 *** (9.69) ln ( G D P j t ) 0.4009 *** (15.63) 0.3989 *** (15.53) ln ( G D P _ G R O W j t ) 0.4230 *** (4.23) 0.4126 *** (−12.92) ln ( S O E i t ) −0.2227 ** (−2.55) −0.2152 ** (−2.45) ln ( D I S T A N C E i j ) −0.4015 *** (−12.70) −0.4101 *** (−13.04) L A N G U A G E i j 0.6223 *** (8.97) 0.6157 *** (8.83) A D J A C E N T i j 0.2829 *** (7.23) 0.2743 *** (7.01) F T A i j 0.1286 *** (2.74) 0.1218 *** (2.63) ln ( T R A D E O P E N i t ) 0.2093 *** (2.73) 0.2469 *** (3.35) ln ( F D I R E S T R I C T I O N S i t ) −0.0699 (−1.43) 加权 R 2 0.3969 0.3943 样本数 1176 1176 表4. FDI引力模型方程回归结果 资料来源：根据Stata SE泊松伪最大似然估计结果整理。注：***和**分别表示统计量在1%和5%的显著性水平上通过检验，括号内的值为z统计值。
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user: 5. 结论 本文通过贸易引力模型和FDI引力模型，分别加入OECD发布的产品市场监管指标(PMR)中的公共所有制指标作为国有企业因素变量，对双边贸易和投资进行实证研究。实证结果表明，经济规模(GDP)、人口、语言、双方签署FTA和陆地接壤对贸易有明显的正向促进作用，而距离、国有企业因素在一定程度上抑制了双边贸易；经济规模(GDP)、语言、双方签署FTA、陆地接壤和贸易开放度对投资流入有明显的正向促进作用，而距离、国有企业因素和投资限制程度在一定程度上抑制了投资流入。因此，引力模型实证表明国有企业因素壁垒的削减能有效促进双边贸易和双边投资的发展。
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user: 摘 要 确定汇率制度类别有两类方法：一种分类结果被称为法定汇率制度，另外一种被称为事实汇率制度。本文对法定汇率制度与事实汇率制度不一致的原因进行了总结；对法定汇率制度和事实汇率制度的优缺点进行了对比；最后建议研究汇率制度的影响时，同时使用两种分类方法。 关键词 :汇率制度，法定汇率制度，事实汇率制度 Copyright © 2020 by author(s) 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 从1950年开始，国际货币基金组织(IMF)每年在《汇兑安排与汇兑限制年报》中公布世界各国在前一年的汇率制度类别，截止到2019年已经发布了69次。IMF根据一国的宣称确定该国的汇率制度，这种汇率制度被称为法定汇率制度。法定汇率制度的本质是“事前”确定的，因此法定汇率制度也称为事前汇率制度。90年代之前学者对IMF公布的汇率制度类别没有什么争论。1998年金融危机的发生导致许多国家放弃原来的汇率制度，1999年欧元成立，欧盟国家的汇率制度变为固定汇率制度，汇率制度的频繁变化引起了学者研究的兴趣。在此同时， [ 1 ] [ 2 ] 这两篇论文发现一国宣布的汇率制度与汇率实际表现往往不同。 [ 1 ] 发现宣布固定汇率制度的国家，实际汇率并不固定，维持汇率固定时间超过5年的国家非常少； [ 2 ] 发现宣布浮动的国家害怕浮动，实际当中货币当局经常干预市场，实际汇率表现的比较稳定。这两篇论文影响非常大，许多学者开始根据汇率的实际表现对汇率制度进行重新分类。1999年开始IMF也开始参考一国汇率的实际表现，而不仅仅根据一国的声明来确定该国的汇率制度类别。根据一国实际汇率表现划分的汇率制度称为事实汇率制度或事后汇率制度。
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user: 2. 为什么法定汇率制度与事实汇率制度不同 为什么一国实际的汇率表现会与宣称的汇率制度不一致呢？下面分三种情况进行总结。 学者对宣布浮动汇率制度但是实际采取比较固定的汇率制度给出了比较丰富的解释。 [ 3 ] 认为在浮动汇率制下，政府有干预市场的冲动。因为名义汇率与通货膨胀密切关联，实际汇率与一国国内福利，资源分配甚至是政治利益有关系。因此一但汇率浮动，政府可能会通过利率调整或直接在外汇市场买卖进行干预。例如加拿大根据一个指数来调整货币政策，该指数与汇率和利率有关，从而通过汇率途径对货币政策产生影响。 [ 4 ] 认为贬值可能导致糟糕的对外收支账户，对通货膨胀产生压力，对贸易和FDI产生不利影响。升值可能导致“荷兰病”和阻碍贸易部分的增长。因此宣布浮动的国家实际上经常干预外汇市场以维持汇率的稳定。 [ 5 ] 认为汇率政策对未来结果给出一定的承诺，宣布爬行盯住和自由浮动时，经济体会作出不一样的反映。由于金融市场一体化，爬行盯住变的不具持续性，不太可行。意识到这一点，央行在第一时间就避免作出这样的承诺。宣布一个更浮动的汇率制度，但是同时央行可能认为维持汇率稳定有益于经济发展，因此实际中会干预市场以维持汇率的稳定。 [ 6 ] 发现货币风险溢价对频繁干预的市场明显比较低，因为实际汇率波动率高可以降低一国信用度，增加一国借贷成本。一国政府会通过干预外汇市场，降低汇率波动，来降低借贷成本。 [ 7 ] 认为宣布浮动汇率制度是对外给出信号，表明冲击来临时，本国央行不会放弃干预市场的权力，可以震慑国际游资，争取了主动权，在金融危机的时候有利于本国经济，避免固定汇率制度安排下，无法维持固定汇率水平，丧失央行的信用。 [ 8 ] 表达了与 [ 7 ] 类似的观点。对宣布浮动实际固定的国家，作者认为经济会受到异常因素的干扰，这时汇率波动作出反映是正常的，如果事前固定汇率，那么会对汇率的自然调整带来阻碍，容易带来投机资本的冲击。一个更“浮动”的类别可以给市场一种信号，政府错误维持一种不可持续的固定汇率的概率低，也因此降低投机冲击。另外 [ 8 ] 还提出虽然固定和浮动汇率制度各有优缺点，但是市场可能存在自己的偏好，因为近期一些金融危机发生在固定汇率制度国家，市场更偏好浮动的汇率制度。导致一国宣布更浮动的汇率制度但是实际维持比较固定的汇率制度。 [ 9 ] 研究了法定汇率制度与事实汇率制度的不一致对一国经济增长的影响，研究发现汇率制度宣称浮动制度但是实际采用固定制度的国家其经济增长率比宣布固定实际固定的国家高33%。 对于宣布固定汇率制度但实际当中采取浮动汇率制度的解释比较少。 [ 8 ] 对宣布固定实际浮动也给出了解释，作者认为市场并不总是能够有效区分“言”和“行”。当政府转向更浮动的汇率制度时，为了传达他们改进宏观政策的信号，他们仍然坚持声明自己是固定汇率制度。 [ 10 ] 提出“害怕盯住”或者更严格的说“无法盯住”的论点。他们使用 [ 11 ] 确定的事后分类的汇率制度减去IMF给出的法定汇率制度，如果RR-IMF大于0说明是事前固定/事后浮动，反之说明事前浮动/事后固定。通过建立logit模型，发现管理质量高的国家有能力实现承诺，维持汇率稳定。而管理质量低的国家，由于宏观政策的缺陷导致宏观经济不稳定，通货膨胀率高会导致汇率的波动，债务与GDP比率高会导致一次性汇率的大幅贬值。政府信用不高的国家经常无法维持固定的汇率。 实际上，比较发达的国家实际汇率制度与宣称的汇率制度往往比较一致，可能是因为它的货币政策可信性和有效性有制度保障，发展中国家在国家治理当中货币政策可信性和有效性没有制度的保障，因此为了引导预期和实际操作中灵活应对外部冲击，宣布的汇率制度与实际执行的汇率制度经常不同。随着管理水平的提高，汇率制度虚报的可能会降低。另外我们认为汇率制度要与一国的经济综合状况相适应，并不是一成不变的，原来是浮动汇率制度可以变成固定汇率制度，原来的固定汇率制度可以变成浮动汇率制度，在经济基础发生变化时，正式宣布汇率制度改变通常滞后于汇率的实际表现，因此导致宣布的汇率制度与实际汇率表现不一致。
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user: 3. 法定汇率制度与事实汇率制度的优缺点 法定汇率制度由于存在言行不一的缺陷，近年来逐渐被事实汇率制度取代，但是法定汇率制度仍然具有存在的必要，而事实汇率制度也并不是没有任何缺陷。下面对法定汇率制度和事实汇率制度的优缺点进行总结。 3.1. 法定汇率制度优缺点 如前所述，法定汇率制度的缺点是言行不一，法定汇率制度的优点是可以有效引导预期。现代宏观经济学理论认为，预期在经济生活中起着重要的作用。政府政策意图的有效传达对于公众预期的形成以及最终的经济活动水平会产生重大的影响。固定汇率制度指汇率相对于某参照国家的货币或商品维持不变的平价，或者在非常窄的事先宣布的区间中波动。宣布执行固定汇率制度意味着该国的央行有义务维持平价，在必要的时候通过货币政策来保证名义汇率不变。在浮动汇率制度下，央行不具有这项义务。IMF公布的汇率制度是政府对汇率政策的承诺。这一宣称对私人部门的预期的形成提供信息。尽管我们不能说政府每一次汇率政策的宣示都是刻意要造成某种预期，然后达到某种经济后果，但是历史经验表明，通过汇率政策的宣布从而试图影响经济运行的事例大量存在。在经历高通货膨胀的许多国家，政府往往首先宣布基于汇率的稳定政策，然后才将经济从高通货膨胀中导出。 [ 12 ] 发现法定汇率制度确实传递一些信息，法定浮动/事实固定国家汇率波动幅度大于法定浮动/事实浮动和法定固定/事实固定国家，说明言行一致的国家具有更低的汇率波动率。 3.2. 事实汇率制度的优缺点 当一国实际执行的汇率制度与其宣称的汇率制度不一致的时候，只根据政府的宣称来确定汇率制度会导致错误的结果，为了避免法定汇率制度的缺陷才提出了事实汇率制度。事实汇率制度的优点主要是根据“事实”而不是“声明”确定汇率制度。尽管事实汇率制度可以体现汇率的实际表现，但是事实分类也并不是没有问题。总结下来事实汇率制度有四方面的缺陷： 1) 平稳的汇率不是汇率制度目标而是货币政策的结果 假设两个国家遵循类似的货币政策，即有类似的通货膨胀率目标，中期目标是控制短期利率，由于金融和经济全球一体化，市场对两个国家之间汇率的预测会保持不变，因此事后的汇率会非常稳定。但是中央银行并没有把维持汇率稳定做为目标，稳定的汇率只是货币政策的结果之一。这种情况下，事后固定汇率制度，就不能反映汇率制度是自由浮动的本质。随着更多的国家使用相同的通货膨胀率目标，使用相似的操作过程，如果使用类似货币政策则两国之间的汇率稳定，那么根据汇率行为来分类而不是根据央行的声明，就会带来误导。 2) 事后分类汇率制度具有向后看的本质 法定汇率制度可以传递未来政策的意向。传递未来信息可能是关于汇率制度效果的核心内容，而事后汇率制度根据汇率实际行为分类只能反映过去的信息。 3) 事后汇率制度存在概念和实际计算的困难。 ① 概念上的缺陷 汇率缺乏波动可能是因为经济缺乏冲击也可能是因为对外汇市场干预的结果，只有后者才反映制度特征。另外许多经济政策都对汇率产生效果，例如通货膨胀率目标会导致汇率的平稳，这并不是汇率政策的目标。例如对于小型开放以通货膨胀率为锚的国家，当经济受到名义冲击时，由于小型开放国家汇率对国内价格影响显著，因此可能干预市场保持汇率的平稳以达到控制通货膨胀率的目标。 由于各国条件不同，很难从汇率行为推测汇率政策。例如一个小型开放经济采取自由浮动的汇率制度，出口占总体经济比率很小，可能汇率波动幅度比较大；而一个同样采取自由浮动汇率制度的大国，经济多样化，可能汇率浮动比较小。根据实际汇率表现可能把小国准确归为浮动，而把大国归为固定。 [ 5 ] 发现瑞士的汇率制度就是一例，瑞士国民银行宣称该国实行的是自由浮动体制，而且许多观察者认为这种说法也是合情合理的，但是依据瑞士法郎对德国马克或欧元的实际的汇率走势，该国实施的就是某种缺少弹性的汇率制度。根据RR分类法，从1981年9月至2001年底，瑞士的汇率制度是幅度小于或等于±2%的事实上的爬行带，但是这种分类与瑞士的货币政策产生矛盾。 [ 13 ] 认为较大的汇率波动并不意味着是浮动汇率制度，因为固定汇率制度下，如果汇率发生一次性的大幅贬值或升值会得到较大的汇率波动率。 [ 14 ] 认为由于宏观经济非平稳导致高通货膨胀情况下，汇率频繁贬值，把这样的汇率制度归为浮动，中间或固定都不合适，这会把宏观波动错误的归咎于汇率制度。 [ 14 ] 认为研究汇率制度与长期宏观经济的关系，事后分类的汇率制度应该识别长期制度，而不是短期模式。LYS法可能潜在的报告了大量汇率制度的变化但实际上是由于指数短周期波动带来的变化。RR法把一次性汇率调整仍然定义为盯住，可能人为地增加了汇率制度持续长度。 ② 实际计算的困难 原则上可以通过控制国家的特征来识别汇率制度。例如增加外汇储备或利率的信息来进行事后分类，但是实际上存在困难。对于利率数据，许多发展中国家是由政府确定的，反映的并不是市场出清利率，并且获得多个国家一致的截面数据非常困难。使用外汇储备变量也存在很大的缺陷， [ 14 ] 认为随着汇率远期，互换和各种表外业务的发展，外汇储备反映的信息越来越少，并且央行外汇储备的变化，特别在低收入国家受许多其它因素影响，例如偿还外债，购买石油等，这些与在外汇市场进行干预没有任何关系，但是都会导致外汇储备的变化。在 [ 15 ] 分类方法中，一国政府对外汇市场的干预程度是用国际储备的波动性指标来反映的，但是在较不发达的国家，外汇市场较小或较浅，政府干预是以行政性的外汇控制和管制进行管理，或者通过道德劝说。因此当局并不是通过外汇市场的买卖来影响汇率时，国际储备的波动性指标就无法反映干预的程度。 4) 事后汇率制度没有统一分类结果，不同分类之间相关性低 学者根据自己的角度，使用不同的样本区间，不同的国家对汇率制度进行事后分类，分类的结果差异非常大，并且相互之间相关系数非常低。特别是事后分类除了论文发表时公布一次对汇率制度的分类，此后基本没有再更新数据，只有RR分类法做过几次更新，目前最新的数据只更新到2016年，并且他们不是每年都更新，而是过几年更新一次，限制了在实际当中的使用。目前仍然只有IMF每年更新数据。
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user: 4. 结论 总之，法定汇率制度的缺陷是如果实际实行的汇率政策与宣布的汇率政策不一致，那么错误的法定汇率制度分类会导致研究结果失效。而事实分类法是基于汇率或其他变量的实际表现进行汇率制度的分类，本质上是向后看的，不能引导预期，另外事后汇率制度可能不能非常正确地反映汇率政策的意图。不管事前分类还是事后分类都有各自的优缺点，都反映了汇率政策的某一方面，因此在研究中建议综合使用法定和事实汇率制度的分类信息。
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user: 摘 要 根据模糊数学原理，建立德泽水库地表水环境质量模糊综合评价模型，充分利用模型的系统性、综合性特点，利用模糊综合评价方法对水库2011~2016年水质状况进行评价，对水库近6年水质监测数据进行了分析评价，分析各评价因子对水质的综合影响，准确反映主要污染物和污染类型。分析结果表明：水库水质有2年相对较好，达到III级，有1年水质为IV级，有3年水质为V级。同时综合污染指数法分析了德泽水库年际水质演变特征。结果表明，2014年德泽水库水质达到最差，然后呈逐渐好转趋势。 关键词 :模糊数学综合评价，环境现状，综合污染指数法分析，水质演变特征，德泽水库，水质 Copyright © 2019 by author(s) 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 德泽水库作为云南省解决滇池治理、省会城市昆明生活饮用水的水资源综合利用重点工程，发挥了向滇池补充生态水、昆明应急供水、减轻牛栏江下游防洪能力三大功能。自2013年建成以来，已累计向滇池补水30.6亿m 3 ，向昆明提供城市生活用水1.15亿m 3 。随着人类生产生活活动的强烈干扰，水库出现富营养化的发展，水质发生了变化，为探索出德泽水库水质变化的规律，作者利用模糊数学原理 [ 1 ]，建立德泽水库地表水环境质量模糊综合评价模型，利用2011~2016年的水质监测资料，分析德泽水库水质的演变特征对德泽水环境现状进行评价，旨在为德泽水库环境治理提供依据和借鉴。
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user: 2. 研究区域概况 德泽水库是牛栏江–滇池补水工程项目，水库集水面积4551 km 2 ，涉及嵩明、寻甸、官渡、马龙、沾益、宣威等县(市、区)，占牛栏江流域面积的33.29%。水库正常蓄水位为1790.00 m，总库容为4.48亿m 3 ，工程多年平均设计引水量6.25 m 3 ，每年向滇池补水约6亿m 3 。牛栏江–滇池补水工程是一项水资源综合利用工程，是滇中调水的近期重点工程，其首要任务是补充滇池生态水量，改善滇池水环境；补充昆明市生产、生活用水，并作为曲靖市生产生活用水的水源。
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user: 4. 德泽水质演变特征分析 [ 5 ] 4.1. 德泽水质年际变化 根据2011~2016年德泽水库水质监测资料，计算年平均水质浓度数据，采用综合污染指数法进行评价 [ 6 ] ： P i j = c i j c i 0 (5) ∑ P i = ∑ i = 1 m p i j (6) ∑ P j = ∑ j = 1 n p i j (7) 式中：P ij 为污染物分指数；c ij 为污染物实测质量浓度；c i 0 为污染物III类评价标准值； ∑ P i 为综合污染指数；P j 为综合污染分指数；m为指标个数，n为系列年份数。 根据水库水体具体情况，选取COD Mn 、N-NH 3 、BOD 5 、TP、TN作为评价因子。通过计算，得到各年污染物分指数和综合污染指数 [ 7 ]，见表5。由表5可知：评价期内，德泽水库水质处于不达标状态，其中2011~2016年综合污染指数基本呈递增趋势，说明德泽水库水质有不断恶化的趋势；2014年，综合污染指数达到最大，然后又逐渐减小，说明德泽水库水质有所好转；至2014~2016年综合污染指数基本呈递减趋势，说明德泽水质有明显改善。在各项污染因子的综合污染分指数按从大到小顺序排序为：TN、TP、BOD 5 、COD Mn 、N-NH 3 。 Table 5 Pollution sub index and comprehensive pollution index of various pollutants in Deze Reservoir (interannual 年份 P ij ∑ P i COD Mn N-NH 3 BOD 5 TP TN 2011 0.28 0.15 0.06 2.86 1.07 4.43 2012 0.33 0.22 0.25 0.98 1.67 3.46 2013 0.35 0.16 0.30 0.86 2.24 3.91 2014 0.42 0.28 0.55 1.20 2.60 5.05 2015 0.33 0.40 0.63 0.64 2.67 4.66 2016 0.32 0.10 0.58 0.66 2.97 4.61 ∑ P i 2.03 1.30 2.36 7.20 13.22 表5. 德泽水库各污染物污染分指数和综合污染指数(年际) 4.2. 结论分析 2011~2016年，德泽水库各污染物分指数年际变化见图1，其中BOD 5 、COD Mn 、N-NH 3 分指数趋于平稳状态，但BOD 5 、COD Mn 略有上升趋势，TP总体处于下降趋势，TN一直处于上升趋势。选取德泽 图1. 各污染物分指数年际变化 水库有污染特性的指标TN、TP进行质量浓度分析，从图2和图3中可知，TP略有超标情况，质量浓度呈波状形变化，峰值出现在2014年；TN基本上一直处于超标状态。从图4综合指数年际变化可知，德泽水库污染物综合指数呈波状形变化，前几年总体呈上升趋势，最高值出现在2014年后呈下降趋势，分析结论与模糊综合评价分析结论基本一致。 图2. TP年际浓度变化 图2. TN年际浓度变化 图4. 综合指数年际变化
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user: 5. 结论 1) 德泽水库的主要污染因子为TN、TP、BOD 5 、COD Mn 、N-NH 3 等，其中又以TN超标最为严重。本文采用了模糊数学综合评价法 [ 8 ] [ 9 ] 对德泽水库近6年水质监测数据进行了分析评价，分析各评价因子对水质的综合影响，准确反映主要污染物和污染类型，同时采用了采用综合污染指数法 [ 10 ] 进行评价法对德泽水库近6年的年际水质变化做出分析，发现德泽水库水质整体状况有所改善，但个别指标仍然严重超标，使得水质一直处于III级及以下级别，主要贡献污染物为TN、TP，年际变化中，但BOD 5 、COD Mn 略有上升趋势，TN一直处于上升趋势。 2) 通过模糊综合评价法和综合污染指数法分别评价了德泽水库的水质现状和年际变化规律，即全面的反映多种评价因子影响下的水质状况，准确反映主要污染物和污染类型，同时反映出水库水质变化趋势 [ 11 ]，客观体现各评价因子对水体的影。对德泽水库水污染防治具有一定的指导性。
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user: 摘 要 木质素是唯一大规模可再生的芳香化合物来源，同时具有不可食用、来源广泛和价格低廉等优势。定向催化氧化解聚木质素可以得到用途广泛的芳香醛、酸、酯类化合物。催化剂是定向催化解聚木质素的关键，稀土氧化物在催化氧化反应中表现出独特的性质，但是纳米稀土氧化物在木质素的多相催化解聚的性能鲜见报道。本文采用水热法制备了纳米颗粒氧化铕(Eu 2 O 3 )催化剂，首先对木质素模型分子2-(2，6-二甲氧基苯基)-1-苯乙醇(dp-ol)进行了催化氧化，得到了最佳催化条件(220℃，1 MPa氧气，50%的甲醇水溶液，4小时)和最高转化率(72.24%)。GC-MS检测主要产物为苯甲酸、苯甲酸甲酯、苯乙酮，证明木质素模型分子中的β-O-4键和C α -C β 键均发生了断裂。其次使用该催化剂对真实木质素进行催化氧化解聚，得到主要产物为丁二酸二甲酯、2-甲氧基丁二酸二甲酯、均苯四甲酸四甲酯等产物。纳米Eu 2 O 3 颗粒催化剂易于制备，价格低廉，具有良好的研究价值与应用前景。 关键词 :木质素，氧化铕，催化氧化 Copyright © 2019 by author(s) 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 随着人类对能源需求的日益增长，煤、石油等不可再生资源的开采使用量剧增，同时伴随的环境污染和温室效应日趋严重。以生物质为代表的可再生资源能够降低对化石资源的高度依赖，开发生物质来源的化学品生产路线被普遍认为是减少污染、温室效应的好方法。 木质纤维素的组成主要是木质素、纤维素和半纤维素，是世界上存储最大、分布广泛的可再生生物质能源，全球年产量可达1.7 × 10 11 t。其中，木质素是仅次于纤维素的第二大陆地生物聚合物，也是地球上最大的可再生芳香化合物的来源，约占地球上生物质总质量的20%以上 [ 1 ]。 木质素是一种结构复杂的芳香聚合物，一般认为是由三种结构单体通过无规缩聚形成的三维网状高分子(见图1)。木质素各结构单元之间通过C-C和C-O醚键连接，化学键类型主要有α-O-4、β-O-4、β-5、4-O-5、5-5、β-β、β-1型等 [ 2 ]。因其结构复杂，目前木质素的定向解聚成为一个研究热点。木质素定向解聚的方法主要有氢解、水解、酶解、酸解、氧解等 [ 2 ]。其中，氧化解聚因能够形成醛基、羧基、酰基等官能团，得到高附加值的化合物而受到重视。已经报道的催化剂主要包括硝基苯 [ 3 ] 、三氟甲磺酸 [ 4 ] 、双氧水 [ 5 ] 、过氧乙酸 [ 6 ] 、过硫酸盐 [ 7 ] [ 8 ] 等。然而，上述均相催化剂不便回收和循环利用，多相催化剂的研究日益受到重视。由于稀土元素具有的独特的电子跃迁特性，在催化反应中表现出很强的转移电子的能力 [ 9 ] [ 10 ]，近年来在木质素的催化氧化研究中也受到了重视。Deng [ 11 ] 等人发现，Pd/CeO 2 催化剂用于木质素和木质素模型化合物的氧化反应中具有较好活性，模型分子(2-苯氧基-1-苯乙醇)在458 K、0.1 MPa氧压下催化24 h，苯酚、苯乙酮和苯甲酸甲酯的产率分别为48%、38%和14%。Qiaozhi Ma [ 12 ] 等人使用浸渍法分别制备了Ce/CNT催化剂，在260℃，1 h，Ce/CNT催化剂下，木质素的液化产率为86.1%。该催化剂经四次循环使用后仍具有较高的催化活性，液化燃料收率仍保持在82.0%以上。 图1. 木质素的基本结构单元及其连接方式 氧化铕作为稀土金属氧化物，具有稀土金属所具有的电子跃迁特性，常被用于发光元器件上，在催化方面的报道相对较少。周等人报道了Eu 2 O 3 与Pt的结合，提高了Pt/C催化剂对甲醇氧化的氧化能力 [ 13 ]。Seongwoo Kim研究发现铕离子以Eu 2+ /Eu 3+ 氧化还原进行循环，使用2，2，6，6-四甲基哌啶氧化物(TEMPO)为氧化剂可以对醇有很好的氧化能力 [ 14 ]。本文通过实验发现水热法制备得到纳米氧化铕颗粒，对于木质素及其模型分子的催化氧化解聚具有良好的催化活性，根据实验结果探讨了反应机理，并应用于真实木质素的催化氧化反应中。相关内容目前未见报道。
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user: 2. 实验部分 2.1. 实验试剂与仪器 氧化铕(commercial Europium oxide，缩写为cEO)、尿素、2，6-二甲氧基苯酚购于上海阿拉丁生化科技股份有限公司；溴代苯乙酮购于天津市富宇精细化工有限公司，乙酸乙酯购于上海麦克林生化科技有限公司；氯化钠、氯化铵、硼氢化钠、碳酸钾、浓硝酸均为市售分析纯；去离子水，自制。 2.2. 催化剂的制备 取1.76 g Eu 2 O 3 加入到2.6 ml浓硝酸中，玻璃棒快速搅拌，生成均一的溶液后移入100 ml容量瓶定容，制得0.1 mol/L的硝酸铕溶液。量取20 ml硝酸铕溶液，加入180 ml去离子水，将0.8 mol/L的尿素溶液滴加到稀释的硝酸铕溶液中，用硝酸溶液调节pH = 5，然后置于水浴锅中85℃反应1 h，反应结束后冰水浴0.5 h，经过离心，水洗，干燥一整夜，再以5℃/min的速率升温至750℃并保持3 h，得到氧化铕经TEM表征为纳米颗粒状(nano Europium oxide，缩写为nEO)。 2.3. 木质素样品及模型分子的制备 乙醇木质素的制备参见文献 [ 15 ] [ 16 ]，木质素模型分子的制备参见文献 [ 17 ]。木质素模型分子：2-(2，6-二甲氧基苯氧基)-1-苯乙酮(dp-one)，2-(2，6-二甲氧基苯氧基)-1-苯乙醇(dp-ol)。 2.4. 催化剂表征 氧化铕的X射线衍射是通过德国的布鲁克advanced D8测试的，辐射源为Cu，管电压为40 KV，管电流为40 mA，扫描范围为20˚~80˚，步长0.01度，每步测试时间0.1秒。样品的透射电镜是通过日本日立公司生产的H-600透射电子显微镜。 2.5. 催化剂催化木质素模型分子 取0.1 g dp-ol、25 ml甲醇和0.01 g催化剂，放入高压反应釜中，用氮气置换釜内空气3次，然后充入1 MPa氧气，磁子转速为300 r/min，无正反转，在210℃下反应3 h。实验结束，冷却，溶液经过有机微孔滤膜过滤后送样至HPLC、GC-MS进行定量定性分析。 2.6. 定性定量分析 采用安捷伦7890B-5977B气相色谱–质谱联用仪(GC-MS)对产物进行定性分析。GC-MS配备DB-5HT非极性毛细管柱(30 m × 0.250 mm × 0.10 μm)，氦气作为载气，进样量为1 μL，不分流，起始温度为60℃，10℃/min升温至340℃，溶剂延迟为3 min。电离方式为EI，电离能为70 eV，离子源发生器温度为230℃，质量扫描范围为40~1000 amu。 采用岛津LC-20AD高效液相检测，仪器配备岛津C18色谱柱，4.6 × 250 mm 5.0 μm，V (甲醇)：V(水) = 7:3作为流动相，柱温箱40℃，流速0.5 ml/min，检测时间20 min，检测波长254 nm。根据断裂键的可能，用纯的单质作标样，以苯甲酸，苯酚，苯甲酸甲酯，苯乙酮为内标，通过液相色谱用外标法进行定量。木质素模型分子的转化率产率和收率的计算方法如下所示 转 化 率 = 反 应 物 的 摩 尔 量 − 反 应 后 剩 余 的 摩 尔 量 反 应 物 的 摩 尔 量 × 100% (1) 收 率 = 目 的 产 物 生 成 的 摩 尔 量 反 应 物 的 摩 尔 量 × 100% (2) 选 择 性 = 生 成 目 标 产 物 所 用 反 应 物 的 摩 尔 量 总 消 耗 反 应 物 的 摩 尔 量 × 100% (3)
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user: 3. 结果与分析 3.1. 氧化铕催化剂的表征 对市售和纳米的氧化铕进行XRD表征，结果如图2。 图2. 纳米氧化铕(nEO)和市售氧化铕(cEO)的XRD图谱 由图2可知，纳米氧化铕的衍射峰分别出现在 2θ = 20.0˚、28.4˚、32.9˚、47.3˚、56.0˚、69.1˚、76.3˚、78.6˚、87.9˚处，分别对应(211)、(222)、(400)、(440)、(622)晶面，与标准卡JCPDS，NO.34-0392一致，为立方晶相。没有观察到其它峰，表明合成了纯的纳米氧化铕。从图可以看出市售氧化铕的峰更尖锐，半峰宽更小，表明具有更好的结晶度，制备的纳米氧化铕结晶度相对较差，存在晶面缺陷，有利于晶格氧化的发生。 对上述催化剂进行透射电镜表征，结果如图3所示。 图3. 纳米氧化铕TEM图((a) 纳米氧化铕低倍图片；(b) 纳米氧化铕高倍图片) 由图3可知，水热合成法制备得到的氧化铕颗粒均匀，粒径在20 nm~30 nm。图3(b)为纳米氧化铕的高分辨率TEM图，晶格条纹清晰，晶格间距为0.40 nm，对应于Eu 2 O 3 的(662)晶面。这也与图2的XRD图相印证。 3.2. 氧化铕催化氧化木质素模型分子 以木质素模型分子dp-ol为底物，两类氧化铕为催化剂，在25 ml甲醇，1 Mpa的氧压下，210℃，反应3 h。通过GC-MS定性分析，催化反应的产物主要有dp-one，苯乙酮，2，6-二甲氧基对苯醌，苯甲酸，苯甲酸甲酯等。通过岛津高效液相色谱的标准曲线，对这些产物分别进行定量分析，结果如表1所示。 Table 1 Catalytic oxidation of dp-ol by europium oxid dp-ol转化率 dp-one 苯甲酸甲酯 苯甲酸 苯乙酮 2，6-二甲氧基对苯醌 收率 选择性 收率 选择性 收率 选择性 收率 选择性 收率 选择性 Blank 11.36 1.3 11.44 4.17 18.35 1.19 4.58 ＜1 ＜1 2.21 7.30 cEO 28.87 5.2 18.01 4.19 7.26 15.76 23.88 ＜1 ＜1 2.93 3.80 nEO 53.69 3.2 5.96 16.87 15.71 19.87 16.19 5.30 4.94 4.72 3.20 表1. 氧化铕催化dp-ol a a 反应条件：dp-ol，0.1 g；催化剂，0.01 g；甲醇，25 ml；O 2 ，1 MPa；210℃；3 h。 从表1第1行可知，在空白条件下底物的转化率仅为11.36%，表明木质素模型分子结构稳定，仅在加热条件下难以发生解聚反应。第2行数据表明，市售氧化铕对木质素模型分子的转化率增加为空白实验的2.5倍速(28.87%)，证明市售氧化铕具有一定催化活性。第3行数据显示纳米氧化铕的催化活性有了明显的提升，底物转化率可达53.69%。 根据GC-MS定性分析结果和HPLC定量结果，可知纳米氧化铕催化氧化dp-ol的主要产物分别是dp-one、苯甲酸、苯甲酸甲酯、苯乙酮和2，6-二甲氧基对苯醌。根据产物分布的特点和前期研究 [ 9 ] [ 11 ]，推测纳米氧化铕催化转化dp-pl的途径如图4所示： 图4. 氧化铕催化氧化dp-ol分子机理简图 在催化剂作用下，模型分子的Cα-OH键被氧化为Cα=O键，即dp-ol转化为dp-one。根据文献报，此过程中β-O-4键的解离能从69.5降到60.6 kcal∙mol −1 [ 18 ]，从而使β-O-4键得到活化，易于断裂。产物分布中出现苯甲酸，表明也发生了C α -C β 键的断裂。苯甲酸继续与甲醇溶剂反应得到苯甲酸甲酯。 为进一步探讨其它催化条件对反应的影响，采用正交实验对催化条件进行了优化。 3.3. 催化条件的优化 影响转化率的因素主要有温度、压力、时间和溶剂四个因素，故选择四因素三水平正交实验，表头设计如表2所示。 Table 2 The molecular orthogonal test table of the nano europium oxide catalytic dp-o 因素 水平 温度(℃) 压力(MPa) 时间(h) V 甲醇 :V 水 (ml;ml) 1 200 0.5 2 100:0 2 210 1 3 70:30 3 220 1.5 4 50:50 表2. 纳米氧化铕催化dp-ol正交试验表头 以dp-ol的转化率为指标，对正交实验的结果进行分析，结果如表3所示。 Table 3 The result of orthogonal tes 因素 水平 V 甲醇 :V 水 (ml:ml) 压力(MPa) 温度(℃) 时间(h) 转化率(%) 实验1 50:50 0.5 200 2 25.32 实验2 50:50 1 210 3 63.86 实验3 50:50 1.5 220 4 72.24 实验4 70:30 1 200 4 31.63 实验5 70:30 1.5 210 2 54.55 实验6 70:30 0.5 220 3 65.47 实验7 100:0 1.5 200 3 35.72 实验8 100:0 0.5 210 4 64.56 实验9 100:0 1 220 2 69.33 均值1 53.80 51.78 30.87 49.73 均值2 50.54 54.93 60.99 55.01 均值3 56.53 54.16 69.01 56.13 极差 5.99 3.153 38.146 6.41 表3. 氧化铕催化dp-ol正交试验表 对表3的结果进行分析，可得出以下结论： 1) 直观分析表明，最优的实验条件为：温度220℃、压力1.5 MPa、时间4 h、V 甲醇 :V 水 = 1:1，dp-ol的转化率最大值为72.24%。 2) 极差分析表明，温度对转化率的影响最为明显，其它三个因素的影响并不明显，其中反应时间的影响最小。各因素对试验的影响大小依次为：温度 > 反应时间 > 压力 > 溶剂比。 推测提高反应温度会进一步提高底物的转化率。但是受限于反应装置压力极限的影响，未能继续提高温度进行实验。 3.4. 纳米氧化铕催化真实木质素 通过上述实验发现，纳米氧化铕对木质素模型分子(dp-ol)有很好的催化作用，故取上述最优试验条件，对用乙醇提取的棉杆木质素进行催化实验。所得产物通过GC-MS定性分析，结果如图5和表4所示。 图5. 氧化铕催化氧化木质素气质谱图 通过质谱图库对上述产物进行定性分析，主要产物如表4所示 Table 4 The GC-MS result of lignin catalytic oxidized by europium oxid 序号 保留时间(min) 产物名称 1 6.629 丁二酸二甲酯 2 7.041 甲基丁二酸二甲酯 3 7.968 2-甲氧基丁二酸二甲酯 4 10.886 1，2，3-丙烷三羧酸三甲酯 5 15.269 苯-1，2，3-三甲酸三甲酯 6 16.334 棕榈酸甲酯 7 18.702 均苯四甲酸四甲酯 表4. 自制氧化铕催化木质素产物 由表4可知，纳米氧化铕催化乙醇木质素的主要产物是脂族酸甲酯，可能的原因是有机溶剂木质素中含有大量甲氧基、羟基等基团，在其被催化解聚时起到了活化作用，部分芳香环发生了开环反应，形成脂肪酸后，与溶剂甲醇进一步反应形成的。而芳香酸甲酯可能是木质素解聚过程中稳定性相对较高的芳香环，与溶剂甲醇发生了酯化反应得到。
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user: 4. 结论 本文通过实验，表明纳米氧化铕在木质素模型分子和真实木质素的催化氧化反应中表现出较好的催化活性，探索分析了催化剂的作用机理，得到了最优反应条件。模型分子的实验结果表明，在220℃、1.5 MPa氧气压力、50%甲醇溶剂中反应4 h，模型分子的转化率可达72.24%。在此最优条件下，对乙醇木质素进行催化，得到了脂族酸甲酯和芳香酸甲酯，证明纳米氧化铕对于真实木质素的催化氧化反应也具有良好的性能。纳米氧化铕作为一种多相催化剂，可对木质素及其模型分子具有定向催化氧化解聚作用，且易于制备，具有进一步进行研究的价值。
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user: 摘 要 在非线性科学中，孤子理论占有重要的地位，它的兴起开辟了非线性科学研究的新方向，成为求解非线性偏微分方程的主要手段。特别地，在流体力学、非线性光学、等离子物理等自然科学领域中涉及的非线性模型问题大部分都可以利用孤子方程来描述，但是随着光脉冲压榨技术的发展，一些高阶效应对光脉冲的扰动就会变得突出。为了得到更为复杂并明显的脉冲现象，本文运用Darboux变换的方法，求出了高阶非线性薛定谔(NLS)方程与Maxwell-Bloch系统耦合方程的孤子解及其呼吸子解。事实证明，在非线性发展方程的求解中，此方法非常简便易行，同时实现了向高阶迈进的突破。第一节，我们给出了4阶NLS-MB方程的Lax对并求出对应的达布变换。第二节，求出其单双孤子解并绘出解的图像。第三节，求出其单双呼吸子解并绘出解的图像。第四节，得出结论。 关键词 :Darboux变换法，NLS-MB方程，Lax对，孤子解，呼吸子解 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/