DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
system: [SYSTEM]

user: 5. 分析 对于区块链一次查询操作时，时间复杂度为 O ( n P ) ，n P 为区块链系统中节点个数。基于本文设计的三层查询模型，通过向超级节点发起检索请求，由超级节点进行检索操作，时间复杂度为 O ( n s P ) ， n s P 为超级节点个数。在数据存储层，基于M_H + 树的结构查找时间复杂度为log对数级别，普通区块链查询需要遍历完整的区块数据，时间复杂度为 O ( n c ) ， n c 为一个区块内交易的总数。在通信量方面，与采用链上链下结合的区块链相比，减少了去链下寻找数据的通信次数，很大程度减少了通信量，节约计算成本。 实验的配置为Intel SkyLake 6161 2.2 GHz CPU和2 GB运行内存的云服务器，操作系统为centos 8.0 64位，借助Bitcoin的源码搭建了一个简单的区块链系统，通过修改区块的块内部结构，主要是区块头和区块体的结构，交易的组合形式由默克尔树改为第四章提到的改进结构M_H+树；保留了非对称加密和UTXO的思想。主要测试区块链改进数据结构的查询方法的正确性和高效性。本节中，我们设计多组实验测试所提出的检索性能，主要参考为运行的时间，并把算法运行50次平均值作为算法的运行时间。 在生成区块时，需要对交易两两哈希得到默克尔根，本模型把结构换成M_H + Tree，并且根据B+树的特性，添加了相应的索引数据。设计了实验测试当交易数量为128，256，512，1024，2048，4096，8192，16384，32768，65536时生成树结构的时间，如图8所示，默克尔树和M_H+ Tree的构造时间都随着数量增加而线性增加，性能相当，说明在可接受的时间范围内实现了树的构建，增加了范围查询的功能，并且减少了通信量。这里由于M_H+树在生成的同时增加了一部分索引信息的生成，所以时间代价多于默克尔树，不过相差甚微，可以忽略。 比特币系统查询只能根据交易哈希查询，在一个区块内顺序遍历所有数据，时间复杂度为O(n)，随着数量增大呈线性增长，而基于M_H+树结构的查询时间比较稳定，并且低于默克尔树的时间，如图9所示，这是由于所构建的树结构，在给定实验数据的交易量大小对查询时间的影响可忽略不计。 图8. 构建时间对比 图9. 查询时间对比
system: [SYSTEM]

user: 6. 总结 本文提出了基于默克尔树改进的区块存储结构，主要在不影响区块链交易验证效率的情况下提高交易数据的检索效率，其次设计了基于区块链的查询三层模型，在用户层增加了缓存机制，用于处理已查询数据的。和传统的利用区块链和链下数据库结合的存储方式，减少了数据的通信量，并且提高了检索效率，具有良好的性能。区块链凭借着安全不可篡改的优势，应用场景越来越广，对数据的存储和查询效率要求越来越高，未来研究中将继续深入研究区块链的查询优化技术。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 在污水的除磷工艺中，强化生物除磷(EBPR)是最主要的方法之一。一直以来，Accumulibacter菌属(A菌)作为EBPR工艺最主要的聚磷菌(PAOs)已被广泛接受，也能较好地适应EBPR污水厂的现实情况。但同时，Tetrasphaera菌属作为一种新型聚磷菌，也在世界各地被逐渐发现，它在某些特定环境下的丰度甚至远高于A菌，值得进一步探究。本研究选取了上海地区3座不同处理模式的市政污水处理厂进行研究，采用高通量测序技术对它们活性污泥中的微生物群落特征进行了解析。结果表明，不同污水处理厂在微生物物种组成上具有相似性，但一致性并不高。这三家污水厂的活性污泥中，A菌的相对丰度为7.4%~10.3%，T菌的相对丰度为1.4%~3.8%，T菌的丰度远远小于A菌丰度。进水组分中的氨基酸含量与T菌丰度的相关性较高。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 随着我国经济的发展，生活污水和工业废水的排出量不断增加，氮磷和有机物的不断泄入，致使湖泊、水库等水体日趋恶化，而磷在水体中的浓度超标是造成水体富营养化最主要的因素之一，当地面水体中总磷含量达到0.015 mg/L时就足以引起水体的富营养化现象。在污水处理厂中，强化生物除磷工艺(Enhanced biological phosphorus removal， EBPR)是一种高效、经济和环境可持续的除磷方法 [ 1 ]，也是目前应用最广的污水除磷工艺。 Ca. Accumulibacter (A菌)是目前最广为人知的聚磷菌，在厌氧条件下，A菌吸收污水中的挥发性脂肪酸(VFAs)并转化为聚羟基烷酸(PHA)储存在胞内，同时将胞内多聚磷酸盐(poly-P)降解所释放的磷转运至胞外；好氧条件下，A菌利用PHA分解代谢过程中所产生的能量超量吸磷 [ 2 ]，最终通过排放富磷剩余污泥实现污水除磷或磷回收 [ 3 ]。 最近有国外文献报道，在不同国家和地区的污水厂EBPR中的聚磷微生物除了A菌之外，Tetrasphaera (T菌)也被持续发现且大量存在，其丰度可以高达35%，甚至超过A菌 [ 4 ]。Nielsen等人对20多家丹麦污水处理厂进行了几年的全面调查，运用了荧光原位杂交(FISH)和16S rRNA基因扩增测序技术，结果清楚地表明，尽管A菌较为常见(平均丰度为0.5%)，但放线菌属T菌的丰度通常更高。他们随后又对12个国家(覆盖5大洲)的32个全规模EBPR工厂进行了调查，结果表明，全球大多数污水处理厂都有更丰富的T菌，这表明T菌在大型EBPR污水厂中可能发挥着重要作用 [ 5 ]。Kong等人的研究表明，T菌属具有厌氧吸收氨基酸后的好氧吸磷能力，也是聚磷菌的一种 [ 6 ]。与A菌相比，尽管没有在胞内储存PHA，T菌也能很好地吸收氨基酸和/或葡萄糖等复杂的有机分子 [ 7 ]。此外，在厌氧条件下，部分T菌能够通过发酵产生VFAs，从而为EBPR系统的A菌提供额外的VFAs优质碳源 [ 8 ] [ 9 ]。但目前，国内关于T菌的研究还较少。 污水处理厂的处理性能常常与其系统内的微生物群落结构密切相关 [ 10 ] [ 11 ]。水环境因素，如温度、进水水质、厌氧条件等会对各处理单元的运行效果产生影响。其中，温度有可能影响活性污泥培养驯化的效果和启动周期的长短 [ 12 ]，进水水质则意味着微生物的可利用的易于降解的碳源含量的多少，对于脱氮除磷意义重大。认识污水处理系统微生物群落可以帮助我们认识更深入地认识污水生物处理的本质，从而指导优化系统。然而微生物往往个体微小、数量庞多、多样性丰富、可培养性低，用传统的培养方法对微生物群落开展研究十分困难 [ 13 ]。近年来，随着科技的发展，高通量测序技术逐渐被应用到微生物群落变化的研究中，可以为相关研究提供很多信息 [ 14 ]。 考虑到T菌不但可以直接利用进水中的葡萄糖、氨基酸等大分子有机物质作为碳源除磷，同时它的发酵能力也能利用污水中复杂的有机物产生更多的VFAs供A菌使用，两者可以形成协同效应，更高效地利用污水中的有机碳源。针对国内污水厂普遍存在的碳源不足的情况，了解进水有机碳源组分对A菌和T菌丰度的影响，将减少优质碳源的添加，有利于提高EBPR的除磷效能。因此，我们选取了上海三家不同方位的污水处理厂，记录其进水来源(生活污水和工业废水的比例)、工艺流程(A2/O、A/O、氧化沟、二级生化等)、相关运行参数(温度、pH、进水出水各项指标等)，同时采集进水、出水以及活性污泥，测定进水的碳源组成，并利用高通量测序技术分析活性污泥中的微生物种群结构，尤其是聚磷菌T菌和A菌的相对丰度。最后将各种环境因素与聚磷菌种类和丰度进行比较分析，探讨这些因素与A菌、T菌相对丰度的相关性。
system: [SYSTEM]

user: 2. 材料与方法 2.1. 样品采集与理化分析 A、 B、C为上海市的3座市政污水处理厂，分布在上海市的东北部、西南部和西北部区域，样品采集时间为12月(冬季)，采样点在每座污水处理厂的集水井、浓缩回流污泥池和二沉池，每点取2L污水或污泥用于化验分析。采样污水厂的具体信息见表1。 使用多参数水质仪(WTW，德国)现场测定常规水质指标，包括温度(T)、pH值、溶解氧和氧化还原电位(ORP)，混合液悬浮固体浓度(mixed liquor suspended solid， MLSS)以及混合液挥发性悬浮固体浓度(mixed liquid volatile suspended solids， MLVSS)使用马弗炉燃烧减重法测量，使用快速消解分光光度法(HACH，美国)测定化学需氧量(COD)，使用过硫酸钾–钼锑抗分光光度法测量总磷(TP)，使用纳氏试剂光度法测量氨氮( NH 4 + -N )，使用总有机碳分析仪(Shimadzu，日本)测量总有机碳(TOC)和总氮(TN)，使用修正后的Lowry方法测定蛋白质含量，使用蒽酮试剂法测定多糖含量，使用气相色谱法(Agilent，美国)测定挥发性脂肪酸(VFAs)含量，使用氨基酸分析仪(HITACHI，日本)测量氨基酸含量。最后对所有的因素进行方差分析。 Table 1 Treatment technology and sampling information of WWTP 水厂名称 采样月份 采样水温/℃ 处理工艺 布置形式 污水来源 处理规模/m 3 ·d −1 A 12 20.8 A/A/O 敞开式 22%的工业污水 + 78%的生活污水 10 × 10 5 B 12 17.7 A/A/O 敞开式 20%的工业污水 + 80%的生活污水 1.8 × 10 5 C 12 16.9 A/A/O 全地下式 100%的生活污水 1.8 × 10 4 表1. 污水处理厂处理工艺及采样信息 2.2. 样品预处理及高通量测序 将采集的活性污泥样品取50 mL离心后得到固态污泥，从污泥中提取样品总DNA后，采用引物对V3~V4区341F(5’-CCTACGGGNGGCWGCAG-3’)和805R(5’-GACTACHVGGGTATCTAATCC-3’)通过Illumina MiSeq测序平台完成样品细菌16S rDNA高通量测序。 2.3. 数据分析 将测量得出的数据进行处理，通过标签序列(barcode)区分样品序列，并对各样本序列做质量控制(Quality control， QC)，去除非特异性扩增序列及嵌合体。然后进行操作分类单元(OTU)聚类分析，将多条序列根据其序列之间的距离来对它们进行聚类，后根据序列之间的相似性作为域值分成OTU。在OTU聚类结果的基础上，获取每一个OTU聚类中的代表性序列，根据各样本在OTU的分布情况绘制韦恩图。Alpha多样性分析则用来衡量样本物种多样性，计算ACE指数、Chao指数、Shannon指数、Simpson指数和Coverage(覆盖度)等物种多样性指数。将序列进行物种分类，对每个样本和每个物种单元分类进行序列丰度计算构建样本和物种分类单元序列丰度矩阵。分别按照门(phylum)、纲(class)和属(genus)水平为分类单位，统计该分类单位下优势单元所占相对丰度，绘制相对丰度分布图。
system: [SYSTEM]

user: 4. 结论 1) 活性污泥的细菌群落α多样性分析表明，以生活污水为主要进水来源的污水厂的细菌群落丰富度最高，但群落多样性较低，这可能是由于工业废水中重金属等有毒物质含量较高，会抑制微生物活性，影响微生物生长。 2) 活性污泥的细菌群落结构分析表明，三家污水厂的活性污泥中普遍存在A菌和T菌，其中A菌的相对丰度为7.4%~10.3%，T菌的相对丰度为1.4%~3.8%，T菌的丰度远远小于A菌丰度，这可能与当地的气温以及运行条件有关。 3) 污水厂进水组分中，蛋白质占24%~30%，多糖占14%~22%，VFAs占5%~8%，水解氨基酸占1.36~1.38%，游离氨基酸占0.37%~0.45%，进水组分中的氨基酸含量与T菌丰度相关性较高，这也与T菌经常利用的碳源特性有关。C厂中较高的VFAs除了进水中本身含量较高外，也有可能是由T菌将蛋白质、葡萄糖等物质发酵形成的。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 本文简要介绍了歪头山铁矿马选车间选矿工艺以及目前尾矿排放存在的问题，分析了新型尾矿干堆工艺替代传统尾矿湿式直排尾矿库工艺的必要性与应用效果，结合DZ-80m 2 /4000型水平真空带式过滤机设备性能特点和应用实践，阐明了马耳岭选矿车间尾矿干堆工艺特点及其重要意义。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 歪头山铁矿马耳岭选矿车间是本钢球团厂主要原料基地之一，设计年处理原矿300万t，年生产品位68.50%铁精矿100万吨，工艺流程为粗破碎–自磨、球磨阶段磨矿–弱磁选–细筛阶段选别工艺流程，磨选工艺总尾矿经两台60 m浓密机浓缩后溢流回水自流至厂内循环水泵站，底流由主砂泵站经4.8 Km管路输送至小西沟尾矿库。由于小西沟尾矿库进入生产末期即将闭库，为延长小西沟尾矿库服务年限，保证矿山可持续发展，2020年歪头山铁矿利用现有废弃的马耳岭露天矿坑建设尾矿处理干堆工程，有效缓解了马选尾矿直排对小西沟尾矿库的压力，延长了尾矿库使用年限。 妥善处理尾矿是摆在矿山生产工作者面前的一个重要问题。传统的尾矿处理方法是采取尾矿湿式直排技术，建立尾矿库 [ 1 ]，但是马耳岭采坑存在采坑面积小，尾矿无法自然晾干，澄清距离短，回水水质浑浊，后续尾矿综合利用困难的问题，而且新建尾矿库立项、审查、征地、动迁及安评、环评等手续繁杂，投资费用高，因此，新建尾矿库难度极大。而近几年新发展的方法是采用尾矿过滤干堆新技术，通过与传统尾矿湿式直排工艺比较，无沦是节约水资源还是避免污染地下水资源，以及避免危害下游居民生产、生活等方面，尾矿干堆新工艺的应用都解决了传统直排工艺所面临的难题 [ 2 ]。在国际、国内对环境保护的呼声越来越高的趋势下，矿山企业采取干堆新技术已是大势所趋 [ 3 ]。 小西沟尾矿库截至2020年4月份，剩余有效库容546万m 3 ，按照歪头山铁矿两个选矿车间尾矿同时排放，仅能服务1.4年，马选干堆复垦工艺运行后，小西沟尾矿库年减少尾矿排放量123万m 3 ，延长服务年限0.7年。马耳岭采坑有效库容1388万m 3 ，马选车间尾矿单独排放可服务11.3年，小西沟尾矿库闭库后，两个选矿车间同时排放可服务3.6年，为歪头山铁矿尾矿排放接续争取了宝贵的时间，对延长尾矿库服务年限，湿排工艺顺利接续为干排工艺，保证矿山可持续发展意义重大，
system: [SYSTEM]

user: 2. 马选车间尾矿干堆工艺 2.1. 尾矿处理工艺现状 马选车间总尾矿经两台60 m浓密机浓缩后，通过底流泵站渣浆泵输送至尾矿脱水厂房过滤机总分矿箱内，经矿浆闸阀分货后自流给入5台DZ-80m 2 /4000型水平带式真空过滤机进行脱水，尾矿滤饼经皮带运输机转运至马耳岭露天坑内堆存，滤饼含水20%左右。溢流自流入回水池后泵送至马选车间主砂泵站。尾矿脱水工艺流程图见图1。 2.2. 水平带式过滤机设备性能特点 带式过滤机由橡胶滤带、真空箱、驱动辊、胶带支承台、进料斗、滤布调偏装置、驱动装置、滤布洗涤装置、机架等部件组成，是充分利用物料重力和真空吸力实现固液分离的高效过滤设备，设备结构见图2。 图1. 尾矿脱水工艺流程图 图2. DZ-80m 2 /4000型水平带式过滤机设备结构简图 2.2.1. 工作原理 滤布铺敷在环形胶带上由电机经减速拖动同步连续运行，料浆从布料器均匀地分布到滤布上，在真空作用下滤液穿过滤布经胶带上的横沟槽汇总并由小孔进入真空室，胶带与真空室滑动接触形成真空抽滤区，固体颗粒被截留形成滤饼，进入真空室的液体经气水分离器排出；已形成的尾矿滤饼随胶带向前移动依次进入洗涤区、吸干区，最后滤布与胶带分开在卸滤饼辊处将尾矿滤饼卸出；卸除尾矿滤饼的滤布经清洗后获得再生，再经过一组支承辊和纠偏装置后重新进入过滤区进行连续作业。 2.2.2. 性能优点 整体结构采用可拆式和模块化框架，易损件少，安装维护方便；自动化程度高，参数可调能适应不同分离工艺的要求；生产能力大、过滤速度快，可适合不同工况条件连续作业。
system: [SYSTEM]

user: 3. 马选尾矿性质分析 3.1. 尾矿矿物组成 由表1可知，尾矿样品中TFe品位为7.65%，含量很低，尾矿中主要成分SiO 2 ，且无重金属存在，不会对地下水造成污染；由表2可知，该样品中以磁铁矿形式存在的铁含量为1.10%，占有率为14.38%，硅酸铁矿物和赤(褐)铁矿含量高，在弱磁选别条件下无法回收。 Table 1 Chemical multi-element analysis results of tailings samples from maerling dressing worksho 组分 TFe SiO 2 Al 3 O 2 MgO CaO S P 含量/% 7.65 68.62 5.6 4.2 3.98 0.12 0.097 表1. 马选车间尾矿样品化学多元素分析结果 Table 2 Iron chemical phase analysis results of tailings samples from horse dressing worksho 铁物相 TFe 磁铁矿中Fe 菱铁矿中Fe 赤(褐)铁矿中Fe 黄铁矿中Fe 硅酸铁中Fe 含量/% 7.65 1.10 0.85 1.30 0.25 4.15 占有率/% 100.00 14.38 11.11 16.99 3.27 54.25 表2. 马选车间尾矿样品铁化学物相分析结果 3.2. 尾矿粒度组成 由表3可知，尾矿-200目含量为58.06%，尾矿粒度偏粗，适合过滤脱水干堆。 Table 3 Particle size composition of tailing 粒级(mm) −0.074 −0.082+0.074 +0.082−0.093 +0.093−0.123 +0.123−0.185 +0.185以上 产率(%) 58.06 5.32 0.02 6.2 14.4 16 表3. 尾矿粒度组成 3.3. 尾矿技术参数 尾矿技术参数如下表4所示。 Table 4 Technical parameters of tailing 干矿量(万t/a) 干矿量(t/h) 干矿真比重 排放浓度(%) −0.074 mm含量(%) 184 232.32 2.7 18~20 58.06 表4. 尾矿技术参数
system: [SYSTEM]

user: 4. 尾矿处理工艺存在问题 由于马选车间在破碎作业前没有矿石预处理抛尾工序，大量非磁性脉石颗粒进入到后续磨选流程完成选别抛尾作业。同比其他选厂马选车间尾矿具有“排放量大、排放颗粒粗、排放浓度小”三个工艺特点。马选车间尾矿处理干堆工程建设投产后，水平带式过滤机滤前给矿浓度小，尾矿含泥量高，处理量大，造成过滤机脱水困难、尾矿滤饼水份过大，始终没达到工艺要求，尾矿处理设备无法稳定顺行，因此，对原有的处理工艺实施流程优化改进势在必行。
system: [SYSTEM]

user: 5. 马选尾矿处理工艺优化实践 5.1. 浓密机–絮凝剂–水平带式过滤机干堆工艺流程 磨选工艺产生的3%~4%总尾矿汇集到f60 m浓密机浓缩，底流浓度控制在18%~20%，由渣浆泵扬送至干堆厂房，高分子絮凝剂采用机械搅拌调制稀释溶剂经螺杆泵给入尾矿管路，与尾矿矿浆混合反应形成絮团，在集矿箱内沉淀后给入水平带式真空过滤机进行脱水作业，尾矿滤饼经皮带运输机转运至马耳岭露天坑内堆存。过滤机真空水、清洗水自流汇集到回水池内，经渣浆泵扬送至f60 m浓密机浓缩溢流回水井内返回至生产循环水泵站，工艺流程见图3，工艺流程考查表如表5。 图3. 絮凝剂干堆工艺流程图 Table 5 Flocculant dry stack process test tabl 絮凝剂名称 分子量(万) 加药量 (g/t干矿) 加药频次(次/h) 药剂浓度(%) 加药前浓度(%) 加药后浓度(%) 滤饼水分(%) 滤饼-200目含量(%) 过滤机运行台数(台) 聚丙烯酰胺 1200 25.82 2 0.1 18~20 25~30 30~35 58.06 5 聚丙烯酰胺 1200 51.65 2 0.2 18~20 30~35 30~35 58.06 4 表5. 絮凝剂干堆工艺流程考查表 5.2. 浓密机–旋流器–水平带式过滤机干堆工艺流程 磨选工艺产生的3%~4%总尾矿汇集到f60 m浓密机浓缩，底流浓度控制在18%~20%，由渣浆泵扬送至干堆厂房，给入DN350 mm水力旋流器进行分级作业，旋流器沉砂给入水平带式真空过滤机进行脱水作业，尾矿滤饼经皮带运输机转运至马耳岭露天坑内堆存。旋流器溢流同过滤机真空水、清洗水自流汇集到回水池内，由渣浆泵扬送至主砂泵站后，利用原尾矿管路将这部分细颗粒输送至小西沟尾矿库堆存，尾矿库澄清回水经泵站输送至马选生产水系统，工艺流程见图4，工艺流程考查表如表6。 图4. 旋流器干堆工艺流程图 Table 6 Test table of cyclone dry heap process flo 旋流器型号 (mm) 溢流口直径 (mm) 沉砂口直径 (mm) 旋流器运行数量 (个) 工作压力 (Amp) 旋流器给矿浓度(%) 旋流器给矿-200目含量(%) DN350 150 80 5 0.2~0.3 18~20 58.06 DN350 150 100 5 0.2~0.3 18~20 58.06 溢流浓度(%) 溢流-200目含量(%) 沉砂浓度(%) 沉砂-200目含量(%) 滤饼水分 (%) 滤饼-200目含量(%) 过滤机运行台数(台) 10~15 68.80 35~40 50.3 25~30 45.3 3 5~10 78.30 40~50 32.3 15~20 50.3 2 表6. 旋流器干堆工艺流程考查表 5.3. 两种干堆工艺效果对比 两种干堆工艺流程实验效果对比如表7所示。 Table 7 Comparison of experimental results of the two dry reactor processe 工艺流程 优点 缺点 絮凝剂–带式过滤机 1) 过滤机澄清滤液和清洗水、真空水回收至生产循环水系统再利用，实现马选生产用水内部自循环重复利用，可减少尾矿库回水和外部清水运行成本； 2) 降低主砂泵站和4.8 Km尾矿管路运行和维护成本费用。 1) 絮凝剂成本预计120万元/年； 2) 人工定时加药2小时一次，生产工人工作量大； 3) 过滤作业率>80%，处理能力<58t/h台，运行成本高； 4) 滤布透气性差，过滤效率低，需定时停止给矿进行清洗； 5) 滤布再生效果差，使用寿命缩短； 6) 滤饼水分大，冬季干堆无法进行生产； 7) 滤饼含水量大，马耳岭露天矿坑需要做排水和防渗处理才能满足尾矿堆存标准，后续投入费用较高。 旋流器–带式过滤机 1) 生产操作简单、维修方便； 2) 过滤机作业率40%~60%，处理能力>80t/h台，运行后成本费用低； 3) 实现给矿、过滤、清洗、卸料连续作业，过滤效率高； 4) 尾矿滤饼水分≦20%，满足干堆工艺冬季生产需求；实现露天矿坑自然堆存尾矿目的，符合安全、环保标准； 旋流器难以得到澄清的溢流，细颗粒尾矿给入浓缩会造成浓缩溢流回水浑浊；目前旋流器溢流只能送回主砂泵站，利用原尾矿管路再次输送至尾矿库，干堆工艺回水无法实现重复利用。 表7. 两种干堆工艺流程实验效果对比
system: [SYSTEM]

user: 6. 结论 1) 针对闭坑的马耳岭露天采坑库容大、距离马选车间近的特点，采用新型干堆工艺替代传统的尾矿湿式直排尾矿库工艺，就近处理马选车间全部尾矿，解决了小西沟尾矿库库容严重不足、制约矿山发展的难题，为国内外企业解决类似问题探索出有效新途径。 2) 结合马选车间尾矿浓度低、粒度粗、含泥量大的特点，经过两种尾矿处理工艺的实验、分析、对比，从安全、环保、生产指标、运行成本等方面综合考察，采用浓密机–旋流器–水平带式过滤机干堆工艺流程方案更优，达到了尾矿处理安全、环保的目的。 3) 水平带式真空过滤机具有运行成本低、过滤效率高、处理能力大、操作管理简便的优点 [ 4 ]，实践表明，给矿浓度在40%~50%之间才能获得最佳的过滤效果。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 旅游者环境责任行为是旅游地实现生态环境可持续发展的关键所在，也是破解旅游资源浪费与负面环境影响的重要手段之一，重视对旅游者环境责任行为影响因素及特征研究具有重要的理论与实践价值。基于单因素方差分析法，分析避寒旅游者环境责任行为影响因素及维度，深入剖析避寒旅游地西双版纳的旅游者环境态度、环境感知、地方依恋以及社会资本的特征表现及规律，结果表明：环境态度、环境感知、地方依恋及社会资本的特征表现及规律存在显著差异；环境态度的生态中心主义和人类中心主义、社会资本的情感连带和群体规范两个维度间产生了显著差异影响。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 西双版纳正值避寒旅游发展上升期，旅游地环境处在急剧变化的关键时期。西双版纳州“十三五”旅游产业发展规划(2016~2020)中明确要求，依托西双版纳环境与气候优势，大力推动以避寒旅游为主的养老养生旅游开发。在政府的积极支持下，西双版纳避寒旅游发展进入快车道。据统计，2019年1~2月累计接待国内外游客843.37万人次，同比增长25.8%，旅游总收入约为140亿元，其中接待国内游客约809.20万人次，同比增长26.4%，国内旅游总收入达131亿元。大量旅游者的进入，将增加当地生活垃圾的产生量与交通工具的尾气排放量，巨流量人群将改变动植物赖以生存的生态环境，游客数量将远远超出西双版纳的环境承载力，给生态环境造成巨大压力，促使西双版纳的环境质量急剧下降。而旅游者的旅游活动是造成旅游地负面环境影响的主要原因，想减缓环境质量下降，实现西双版纳避寒旅游的可持续发展，就需从旅游者视角探讨减轻负面环境影响的积极对策。因此，在避寒旅游地西双版纳探讨旅游者的环境责任行为显得尤为迫切，具有重要的意义。 长期快速发展的中国社会，塑造的公众环境行为多样，导致影响旅游者环境责任行为的因素存在极大不确定性。据相关调查显示，公众在多数生态环境行为领域存在“高认知度、低践行度”现象，报告认为个人层面、政策制度与平台渠道等是影响公众环境行为践行的三大因素 [ 1 ]。旅游者是特定旅游环境情境中的公众，在环境的保护行为中既表现出一致性又存在一定差异性，一致性不难理解，而差异性则体现在旅游者脱离了惯常环境约束力，在陌生环境中的心理和行为特征与日常生活环境存在的差异 [ 2 ]。想详细理解其中的差异性，我们必须对以下问题进行深入探讨 [ 3 ]：旅游者环境责任行为与社会公众环境行为之间存在哪些联系？影响旅游者环境责任行为的因素有哪些？在中国传统文化价值观影响下的旅游者环境责任行为有何特征？然而，国内外学术界还未对上述问题达成普遍共识，未形成具有普适性的研究范式 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ]。因此，有必要在已有研究基础上，结合西双版纳实际，在避寒旅游情境下，深入探讨影响旅游者环境责任行为的因素。 旅游业发展给环境带来的负面影响日益突出，旅游者环境责任行为议题引起了国内外学者的广泛关注，科学研究还处于起步阶段，研究的情境、内容、范围均有待于进一步的拓展。因此，本文在特定的避寒旅游情境下，为进一步深入了解避寒旅游地西双版纳的旅游者环境态度、环境感知、地方依恋以及社会资本的特征表现及其规律，对影响旅游者环境责任行为各因素及维度的总体情况和相关指标进行分析，探讨产生特征差异的原因，补充了旅游者环境责任行为议题的研究情境，拓展了旅游者环境责任行为的研究内容，夯实了避寒旅游研究基础。
system: [SYSTEM]

user: 2. 研究区概况 西双版纳地处北回归线以南，热带北部边缘，西南高原对北方冷空气的巨大屏障，北部无量山、哀牢山层层阻挠冬季南下寒流。冬季受印度半岛干暖西风气流控制，干季从每年11月至次年4月。西双版纳冬季阳光充足、温度适宜(见表1)，静风频率在80%~90%间，免受寒潮之患，冬季不冷，终年无霜，风和日暖，是旅游的好时节 [ 8 ]。冬季温暖舒适的独特气候为西双版纳发展避寒旅游提供了得天独厚的自然条件。 Table 1 Partial seasonal division of Xishuangbann 季节 时间 候均温/℃ 降水量/% 干燥度 雾凉季 10月下旬~11月下旬 19~24 9.2 1.39 雾冷季 12月上旬~2月中旬 <18 5.0 4.31 干凉季 2月下旬~3月下旬 18~22 1.3 5.67 表1. 西双版纳部分季节划分 资料来源：刘文杰，李红梅。西双版纳旅游气候资源[J]。自然资源，1997(02)：62-66。 西双版纳是我国最早发展旅游业的民族地区之一，是国家级重点风景名胜区、国家级生态示范区、联合国世界旅游组织旅游可持续发展观测点，是我国热带生态系统保存最完整的地区，素有“动物王国”、“植物王国”等美誉 [ 9 ]。热带雨林、野生动物与多样的民族文化、丰富的民族风情构成了种类齐全，全年多元化的旅游资源禀赋。西双版纳风景名胜区有景洪、勐海、勐腊三大片区，共19个风景区，800多个景点，总面积1202.13平方公里 [ 10 ]。近十年来的大众旅游潮造就了西双版纳旅游业的蓬勃发展，旅游人次与旅游总收入连年攀升(图1和图2)。 在各级政府的积极支持下，西双版纳避寒旅游成为新的亮点与朝阳产业，给予避寒旅游目的地新的发展机遇，带动了相关产业的蓬勃发展。据统计，冬三月间(12月、次年1月、次年2月)前往西双版纳的旅游人次与旅游总收入连年攀升(图3)。避寒旅游不仅增加了当地居民收入，还为西双版纳社会经济繁荣注入新的活力。
system: [SYSTEM]

user: 3. 研究设计 3.1. 问卷设计 在研究假设基础上，从个体、人地关系、社会关系与人口特征四个层面设计了避寒旅游地旅游者环境责任行为调查问卷。问卷中各题项的设置参考了前人的量表，通过结合中国本土特征增删题项，形成了本研究的调查问卷。 图1. 西双版纳近10年旅游人数/增长速度 图2. 西双版纳近10年旅游总收入/增长速度 调查问卷共包括2部分：第一部分是调查问卷主体，主要从个体的环境态度、环境感知、人地关系中的地方依恋、社会关系中的社会资本以及旅游者环境责任行为四方面设计了相关题项，并依据潜变量英文缩写对题项进行了编码。第二部分是旅游者的人口统计学特征，包括性别、年龄、民族、居住地区、教育程度、职业、收入以及重游度等题项。量表主体部分采用李克特5点计分法，按赞同程度由低至高分别赋1~5分。 3.2. 专家咨询与预调研 研究数据来源以问卷调查为主，参与式访谈为辅。参与式访谈围绕调查问卷内容展开，参与式访谈获取的资料信息穿插于本研究的描述性分析中。为保证数据的有效性、高质性，对设计的调查问卷进行了专家咨询和预调研。 图3. 西双版纳近10年冬三月旅游总人次数与旅游总收入 首先，将设计的调查问卷发给两位业内专家审阅，征求专家对避寒旅游者环境责任行为影响因素的正确性与理论高度进行评价，同时请专家对问卷的结构性与逻辑性提出建设性意见。在两位专家提出的改进意见基础上，结合前人研究成果，对初始题项作了进一步优化，并对调查问卷的结构与前后逻辑关系作了较大调整，使调查问卷更贴近本研究。其次，在确定调查问卷逻辑结构后，在本学院内邀请了50位相关专业硕士研究生填写问卷，进行问卷前测，并对问卷题项设置、题项语言表达、题项前后逻辑顺序等方面给出中肯意见。前测问卷回收后，运用SPSS 22.0检验数据，结果显示Cronbach’s α值为0.839，KMO值为0.887，在0.000水平下显著，说明量表具有较好的信效度水平。最后，在相关专业研究生给出的意见基础上，结合预调研数据分析，对问卷题项前后逻辑顺序和题项语言表达进行了修改，最终确定调查问卷的结构与各测量题项，形成正式调查问卷。 3.3. 正式问卷调查 正式问卷调查于2019年11月进行，共选取西双版纳州景洪市曼听公园、勐泐大佛寺、热带花卉园、大金塔寺、星光夜市等五个游客聚集地，现场随机发放问卷并指导旅游者认真填写，且当即回收问卷，以确保问卷的质量与回收率。景洪市是西双版纳州旅游集散中心，选择景洪市热点景区作为调研地点在一定程度上能够代表全州的避寒旅游状况。本次调研共计发放调查问卷520份，回收520份，剔除无效问卷，最终获取有效问卷510份，有效率为98.08%。调查问卷收发情况见表2。
system: [SYSTEM]

user: 4. 旅游者基本特征及信效度检验 4.1. 旅游者人口统计学特征 被调查人群中(如图4所示)，性别比差异不大，男性多4人；年龄结构上，青年(15~44岁)群体成为了本次调查的主体，占比高达86.67%，在调查过程中发现青年群体更愿意接受问卷调查，而中老年群体防范意识较强，时常拒绝填写调查问卷，因此青年群体占比较高符合实际调研情况；被调查人群的受教育程度表现出较大差异，本专科群体占比高达71.76%，高中及以下群体占比21.37%；被调查人群职业分布较复杂，商人、自由职业者、公司职员等占一半。值得一提的是，在调查样本中离退休人员占比较低，仅为4.32%，造成这种差异的原因与旅游者是否愿意接受问卷调查直接有关，随中国老龄人口日益剧增，每年冬季许多离退休人员奔赴西双版纳进行避寒，但在实地发放问卷时发现老年人群大多拒绝填写调查问卷，原因是防范意识较强，担心泄露个人信息。样本人群的年收入分布差异较小，其中年收入在9万元以上的占样本总数的三分之一；样本人群中一半以上的旅游者是第一次到访西双版纳，仅有27.26%的旅游者到访过三次以上，可看出西双版纳的重游度不高。 Table 2 Survey questionnaire receiving and dispatchin 调查地点 调查时间(2019年11月) 发放问卷(份) 有效问卷(份) 有效率(%) 曼听公园 21日10:00~16:00 32 31 96.88% 勐泐大佛寺 22日、24日~28日14:00~17:30 119 115 96.63% 热带花卉园 23日14:00~17:30 25 25 100% 大金塔寺 21日~25日18:00~21:30 235 231 98.30% 星光夜市 26日~28日18:00~21:30 109 108 99.08% 合 计 56.5h 520 510 98.08% 表2. 调查问卷收发情况 图4. 旅游者人口统计学基本特征 4.2. 旅游者来源与民族特征 被调查人群来自于全国30个省级行政区(见图5)，本次调查中未涉及来自宁夏、海南、澳门、台湾四地的旅游者。从省级行政区看，旅游者排名前五的是云南、四川、湖南、北京、河南；从地理分区看，来自西南、华东与华中地区的旅游者占样本总量的78.24%。可知，西双版纳避寒旅游市场的客源地主要集中在西南(云南省和四川省)、华东、华中地区，而华北、东北、西北等冬季严寒区恰好不是冬季避寒的主要旅游客源地。一方面，在一定程度上反映了西双版纳冬季避寒旅游宣传力度不足，避寒旅游服务质量欠佳，加之缺乏系统的基础设施和配套设施，未能吸引批量的北方严寒地区的旅游者；另一方面，也间接反映了北方地区居民经济水平有限，异地避寒旅游意识淡薄。 从旅游者的民族属性看，样本的86.86%民族属性是汉族，少数民族占比较低。总体而言，样本人群涉及不同性别、年龄、教育程度、职业、年收入、地区与民族，样本数据可较为客观的反映避寒旅游地不同旅游者实施环境责任行为的差异，及各因素对环境责任行为的影响程度差异。 图5. 旅游者来源地 4.3. 信效度检验 信效度检验分为信度分析与效度分析，信度分析用于检验样本人群回答结果的可靠性，效度分析用于检验问卷设计的有效性、准确性与合理性。本文利用SPSS 22.0软件对样本数据进行信效度检验，整体量表Cronbach’s α为0.888，KMO为0.885，在0.000水平下显著，表明整体量表具有较好的信效度水平，样本数据适合进行因子分析。
system: [SYSTEM]

user: 6. 结论与讨论 6.1. 结论 本研究运用SPSS 22.0分析工具，采用群组分析与单因素方差分析法对避寒旅游地旅游者的环境责任行为及影响因素特征差异进行了分析，得出以下结论： 1) 避寒旅游者的总体环境感知水平较高，环境感知可分为自然环境感知与设施环境感知两个维度，其中自然环境感知维度均值(4.1719)远高于设施环境感知维度(3.2049)。仅年龄与教育程度对旅游者的环境感知产生了显著影响，具体表现为少年与青年群体持有较高的环境感知水平，而老年群体持有的环境感知水平较低；教育程度为本专科的旅游者拥有较高的环境感知水平，而硕士及以上的旅游者持有较低的环境感知水平，尤其是对设施环境的感知水平最低。 2) 避寒旅游者的环境态度处于中等水平，环境态度分为人类中心主义和生态中心主义两个维度，其中人类中心主义维度均值(3.4843)略高于生态中心主义维度(3.3399)。教育程度、性别、职业、年龄、重游度均对环境态度产生了显著影响，具体表现为教育程度越高的旅游者持有较高的环境态度；女性较男性的环境态度更积极；职业属性为学生的环境态度水平最高，农民群体的环境态度处于较低水平，其余职业的环境态度水平差异不大；青年旅游者的环境态度水平最高，中年旅游者的环境态度水平最低；到访西双版纳频次较低的旅游者持有积极的环境态度，而频次较高者的环境态度水平偏低。同时，个体特征对环境态度人类中心主义和生态中心主义二维层面也存在显著的影响差异，具体表现为性别差异仅对旅游者的人类中心主义有显著影响，男性的人类中心主义水平更高；不同年收入旅游者对生态中心主义环境态度的差异影响更为显著，收入越高，环境态度水平越高；重游度仅对生态中心主义产生影响，存在重游频次越低，生态中心主义水平越高的负相关关系；而旅游者的职业特征对环境态度的人类中心主义影响更为显著。 3) 避寒旅游者的地方依恋水平较低，教育程度、重游度、民族、客源地均对地方依恋水平产生了显著影响。具体表现为教育程度与地方依恋水平呈现明显的负相关；重游度越高，地方依恋水平越高；少数民族旅游者的地方依恋水平显著高于汉族；旅游者客源地属性中，来自西南地区、东北地区的地方依恋水平较高，港澳台地区最低。 4) 避寒旅游者的总体社会资本水平较高，其中社会资本的群体规范维度均值(3.8170)显著高于情感连带(3.3229)。重游度、客源地、性别对总体社会资本水平产生了显著影响，具体表现为旅游者的总体社会资本水平随重游度的增加而提高；来自西南、东北、华南的旅游者社会资本水平较高，来自其他地区的社会资本水平差异不明显；女性旅游者的总体社会资本水平普遍高于男性。对社会资本两个维度的分析发现，女性比男性旅游者拥有更高的情感连带水平，而在群体规范水平上表现出的差异不显著；随着旅游者年龄的增长，情感连带水平逐渐降低，但均表现出较高的群体规范水平；重游度仅对情感连带产生了影响；来自西南地区和东北地区的旅游者拥有较高的情感连带水平，客源地对群体规范意识未产生影响，普遍持有较高的群体规范水平。 6.2. 讨论 国内旅游者环境责任行为研究已十余年，研究主题较新颖，研究方法以回归模型和结构方程模型为主，而研究理论和研究内容单一，聚焦于探讨旅游者(未分类)的环境责任行为，而对旅游的子领域及特定旅游情境的探讨鲜见。本文属个案研究，主要针对西双版纳的避寒旅游者，后续的研究可选择与西双版纳背景相似的避寒旅游地进行比较分析，通过设置避寒旅游情境不同地域的对比研究来探讨旅游者环境责任行为表现及差异，以拓宽避寒旅游者环境责任行为的研究主题和研究内容。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 以2015~2019年沪深153家医药制造业上市公司为研究对象，构建环境信息披露指数，并据此考察政府宏观管控下，高管治理对企业环境信息的影响。研究结果发现，“两职合一”与环境信息显著负相关，即“两职分离”有利于企业更好地披露环境信息，而环境管制则正向调节了两者之间的关系。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 近年来，我国陆续颁发了《环境信息公开办法(试行)》(国家环境保护总局令第35号)、《上市公司环境信息披露指南》(征求意见稿)等一系列规范性文件，旨在促进企业环境信息公开，推动我国企业环境信息工作的开展。但日前，由中国环境新闻工作者协会与北京化工大学联合发布的《中国上市公司环境责任信息披露评价报告(2019)》显示，2019年中国沪深股市上市公司共计3939家，超过70%的上市公司未发布环境信息披露直接报告，整体处于二星级水平的发展阶段，其中在已发布的上市公司中，“污染排放披露情况”、“绿色金融相关信息”这两项指标得分较低。 本文利用沪深医药制造业上市公司2015~2019年的数据，对企业高管治理对环境信息披露的影响进行研究。此外，企业内部治理机制依赖于外部环境，本文则利用政府环境管制相关因素进一步探究企业环境信息披露的实施。 1.1. 环境信息披露内容的文献回顾 Wiseman (1982)认为企业环境信息披露内容包括环保投入、环境污染情况、环境相关诉讼及其他信息 [ 1 ]。李建发(2002)则认为还应该包括环境支出、环境收入等财务信息、以及企业环境方针、环境审计报告等非财务信息 [ 2 ]。不同行业，其所需要披露的信息也具有一定的差异。黄宝莲(2020)结合建材业的行业特点，将环境信息披露内容分为企业环保制度、环境责任、企业污染排放、环境信息可靠性、环保实施与目标5个大类 [ 3 ]。 1.2. 环境信息披露影响因素的文献回顾 1.2.1. 内部因素 我国上市公司内部普遍存在信息不对称的现象，企业本身特征及其内部治理结构对企业如何披露环境信息存在很大的影响，既有研究主要从股权性质、董事会治理以及产权性质关注相关问题。 在股权性质上，有学者认为股权集中和股权制衡度等股东管理与企业环境信息披露之间具有显著正相关关系 [ 4 ] (胡雨菲，2017)。而李强(2014)将煤炭行业上市公司作为研究对象，发现有效的公司治理，尤其是在股权制衡机制、董事会和独立董事监督等方面，能明显改善环境信息披露质量 [ 5 ]。在产权性质方面，谭雪(2017)基于信号传递理论研究发现国有企业更可能利用社会责任信息传递公司信息 [ 6 ]，环境信息是社会责任信息主体之一。 1.2.2. 外部因素 企业所处的外部监督环境对企业所选择的环境信息披露方式或者内容同样会产生影响，既有研究主要从政府监管和媒体报道关注相关问题。 澳大利亚有关政府于1998年依据公司法强制要求上市公司在其相关报告中披露环境信息，Frost (2007)研究发现这一规定的出台有利于提高上市公司环境信息披露的质量和数量 [ 7 ]。而王霞(2013)发现这种来自于环保部门、政府的公共压力能够显著影响企业选择披露环境信息的概率和水平 [ 8 ]。 媒体作为一种社会公众力量的代表，具有舆论引导作用，不论是正面报道还是负面报道都将对企业造成一定的声誉压力，因此不少学者在研究媒体的作用对于企业环境信息披露的影响时一致发现，媒体报道或者媒体关注度与上市公司环境信息披露具有显著的正相关关系 [ 9 ] (安静，2016)。但随着新媒体的加入，仅仅作用于环境信息披露的内容，但不能提高其质量，究其原因是因为只有负面报道能够更大程度提高环境信息披露的质量 [ 10 ] (季晓佳，2019)。 1.3. 小结 1989年3月，环境信息披露问题首次在国际会计和报告准则政府间专家工作组(ISAR)第七次会议上提出并展开讨论，至此国际上开始了环境会计和环境信息披露的探究之路 [ 11 ] (徐寒婧，2012)。而我国环境会计的启蒙于1992年，葛家澍和李若山提出的绿色会计理论。其后，国内外学者进行了大量的研究，包括环境信息披露内容、方式、动机、以及影响因素等方面。前人在环境信息披露的影响因素方面做了大量的研究，但大多基于单方面，并未将企业内部治理与外部宏观管控联系起来，因此本文将在此基础上检验政府环境管控在内部治理与环境信息披露的调节作用。
system: [SYSTEM]

user: 2. 理论分析与研究假设 2.1. 高管治理对环境信息披露影响的研究假设 根据代理理论，信息披露能够有效缓解因企业内外部之间存在的信息不对称而导致的信息阻碍，从而降低代理成本。而人的有限理性和自利性，导致与生俱来的机会主义，因此，高层管理人员在追求个人利益的同时，极有可能会损害股东的利益，当董事长与总经理为同一人时，董事长很可能为了追求个人利益最大化，而选择降低信息披露的质量。由此，本文提出假设一： H1：“两职合一”与企业环境信息披露呈负相关关系。 2.2. 环境管制在高管治理影响中的调节作用 管理层治理属于企业微观治理，而其作用的发挥依赖于外部环境。公司治理机制内生于外部治理环境，而基于政府宏观管控条件下，必然将对企业的治理结构产生一定的影响 [ 12 ] (刘兴云，2013)。杨熠等(2011)通过实证研究发现政府推行绿色金融政策能够强化国有股权、大股东持有比例等公司治理成分对环境信息披露水平的影响 [ 13 ]。由此，本文提出假设二： H2：环境管制能够正向调节高管治理对环境信息披露的影响。
system: [SYSTEM]

user: 3. 研究设计 3.1. 变量设定 本文借鉴张荣光(2018)的研究，采用公众环境研究中心公布的对中国30个省(市、自治区)环境信息公开状况进行评价的“中国污染源监管信息公开指数”(即PITI)作为环境规制的衡量指标 [ 14 ]。 多数学者会在研究中对上市公司的年报、社会责任报告及可持续发展报告等公开报告进行内容分析，利用一定的指标体系对其中的文字和数据等内容进行量化打分，最后得出的总分即可作为企业环境信息披露水平。杨逛青(2020)将指标体系划分为财务类和非财务类两类，而后又细分30个指标，对相应指标无描述为0分，定性描述为1分，定量描述为2分进行打分 [ 15 ]。本文借鉴白嘉曼(2019)的研究，手工整理样本企业2015~2019年年报和社会责任报告，将环境信息划分环境管理、环境资产、环境负债、环境收入、环境费用、环境政策与实施情况、其他环境信息六大方面，并在此基础上细分32个指标 [ 16 ]。依据年报和社会责任报告披露内容给企业环境信息进行评分，若未披露相关信息，则该指标评分为0；若仅为定性披露，则该指标评分为1；若定性定量披露，则该指标评分为2，最后将32个指标分数汇总得出该年该公司环境信息指数(EDI)。 3.2. 数据来源 本文选取了2015~2019年的期间上市的医药制造业公司作为研究样本，对环境管制和高管治理对环境信息披露的影响进行实证研究。利用国泰安数据库收集到159上市公司关于高层治理和财务指标共3795条原始数据，并手工整理关于环境管制和环境信息披露的1590条原始数据。由于本文采用PITI作为环境规制的衡量指标，其中部分地级市以及海南省与西藏自治区并未纳入研究中心评价范围，故将地级市所处省会城市作为替代，同时剔除注册地位于海南省和西藏自治区的6家医药制造业上市公司，因此剩余5355条有效数据作为本文的研究样本。 3.3. 模型设定 本文基于所选取的变量，根据相关学者的研究所建立的模型，以及本文提出的假设，本文构建了多元线性回归模型，其中： 本文式(1)用于检验假设一是否成立 E D I = α 0 + α 1 × D U A L + α 2 × F L + α 3 × R O A + α 4 × S I Z E + ε 1 (1) 本文式(2)用于检验假设二是否成立 E D I = β 0 + β 1 × D U A L + β 2 × P I T I + β 3 × D U A L × P I T I + β 4 × F L + β 5 × R O A + β 6 × S I Z E + ε 2 (2) 本文模型涉及的主要变量如表1所示： Table 1 Variable definition tabl 变量 定义 被解释变量 EDI 上市公司环境信息披露得分 解释变量 PITI 环境管制指数 DUAL 两职合一，若是则值为1，反之则为0 控制变量 FL 偿债能力，即资产负债率 = 负债总额/资产总额 ROA 盈利能力，即总资产利润率 = 利润总额/资产平均总额 SIZE 公司规模，以资产总额的自然对数来表示 表1. 变量定义表
system: [SYSTEM]

user: 4. 实证结果 4.1. 描述性统计 从表2中来看，EDI的中位数约为9，最大值为28，而EDI评分的总分为64分，说明我国医药制造业公司普遍披露的环境信息较少，可能是大多数企业更愿意披露一些能够带来直接相关利益的信息；DUAL的中位数约是0.3，说明多数医药制造业企业选择不同人员任职董事长和总经理职位；PITI的中位数约为58，说明大多数政府会干预上市公司的环境问题，以保证城市整体优美环境。 Table 2 Descriptive statistics tabl Variable Obs Mean Std.Dev. Min Max edi 765 9.09281 6.489259 0 28 dual 765 0.2928105 0.4553499 0 1 piti 765 58.35281 13.02271 15.6 81.4 rla 765 0.3163414 0.1739881 0.030536 1.351834 roa 765 0.0593584 0.0843369 −0.912224 0.339913 size 765 22.18107 0.9200379 19.88493 25.05557 表2. 描述性统计表 4.2. 相关性分析 表3中变量之间的Pearson相关性检验中可以看出，两职合一与环境信息披露之间存在显著负相关关系，而环境管制与环境信息披露之间存在显著正相关关系。这初步说明董事长与总经理的任职人选将很大程度上影响企业是否披露环境信息。 Table 3 Correlation analysis tabl edi dual piti rla roa size edi 1.0000 dual −0.1523*** 1.0000 piti 0.1946*** −0.0247 1.0000 rla 0.1847*** −0.0246 −0.0825** 1.0000 roa −0.0562 0.0090 0.0427 −0.4262*** 1.0000 size 0.4261*** −0.1713*** 0.1163*** 0.2768*** 0.0541 1.0000 表3. 相关性分析表 注：***表示结果在1%下显著，**表示结果在5%下显著。 4.3. 线性回归 4.3.1. 高管治理对环境信息披露影响的回归结果 从回归结果来看，表4中企业“两职合一”与环境信息披露之间的回归系数为−1.164669，两者之间存在显著的负相关关系，说明上市公司在设立董事长后另设其他人员任职总经理能够有利于企业向公众披露其环境信息，“两职合一”与环境信息披露之间正相关，验证假设一。 Table 4 Linear regression table edi Coef. Robust Std. Err. t P > |t| [95%Conf. Interval] dual −1.164669 0.4677708 −2.49 0.013 −2.082945 −0.2463925 rla 1.756384 1.324576 1.33 0.185 −0.8438789 4.356646 roa −4.394015 2.133847 −2.06 0.040 −8.582949 −0.2050805 size 2.836568 0.2400791 11.82 0.000 2.365271 3.307865 _cons −53.77907 5.21288 −10.32 0.000 −64.01243 −43.54572 表4. 线性回归表1 其中：R 2 = 0.1957，F = 47.35。 4.3.2. 环境管制在高管治理与环境信息披露之间的调节作用回归结果 从回归结果来看，即表5，企业“两职合一”与环境信息披露之间依旧存在显著的负相关关系，而环境管制与环境信息披露之间存在显著的正相关关系，验证了相关性分析中的结果。“两职合一”与环境管制之间的交叉项系数为−0.0192257，说明环境管制正向调节了高管治理与环境信息披露之间的关系，同时说明了政府宏观管控将有利于督促企业管理者披露更多的环境信息，提高环境信息的质量，验证假设二。 Table 5 Linear regression table edi Coef. Robust Std.Err. t P > |t| [95% Conf.Interval] dual −1.114518 0.4566339 −2.44 0.015 −2.010936 −0.2181008 piti 0.1018109 0.016826 6.05 0.000 0.0687797 0.1348421 d_p −0.0192257 0.0044893 −4.28 0.000 −0.0280387 −0.0104127 rla 2.199295 1.313948 1.67 0.095 −0.3801151 4.778704 roa −4.91606 2.148941 −2.29 0.022 −9.134642 −0.6974777 size 2.523097 0.240204 10.50 0.000 2.051553 2.994641 _cons −51.77992 5.173075 −10.01 0.000 −61.93518 −41.62467 表5. 线性回归表2 其中：R 2 = 0.2372，F = 41.57。
system: [SYSTEM]

user: 5. 结论与建议 本文以153家医药制造业上市公司为例，通过构建多元回归模型进行实证分析发现，“两职合一”与环境信息显著负相关，即“两职分离”有利于企业更好地披露环境信息，说明企业在高管治理水平上应当注重董事长与总经理分离，有利于董事长全身心投入到公司长远发展战略上，从长远看，要提高企业环境信息披露的内容和质量，避免因短期利益而忽视未来发展。而环境管制则正向调节了两者之间的关系，政府宏观管控有利于建立政企良好关系，促进企业管理层更多的披露环境信息。 研究结论对公司和政府具有积极的现实意义。首先当地政府应当加强监管，对本土企业，尤其是重污染行业企业的环境问题严格把控，制定相关的政策法规，并投入一定的人力物力管控企业，要求企业更多更好地向公众披露环境信息，缓解企业信息不对称。其次，上市公司要合理设置企业岗位职位，避免将权利集中，同时要依照国家和政府颁布的规章制度，积极披露相关环境信息。 本文在研究过程中也存在一定的不足之处，例如环境信息披露指标从选取到打分都具有一定的人工因素，由于研究者的不同，所得出来的结果也具有一定的差异，因此需要一个能够客观反应企业环境信息水平因素的变量；其次，高管治理水平上还存在其他变量，如何综合考量高管治理水平，还有待进一步研究。后续研究可以针对上述问题展开。
system: [SYSTEM]

user: 摘要 通过对抚仙湖周边101位公众进行抚仙湖水环境现状、大气环境现状、土壤环境现状、生活垃圾现状等的问卷调查，通过对比过去和环境现状、污染物的来源等分析抚仙湖生态环境风险。
system: [SYSTEM]

user: 1. 引言 随着经济社会的发展，人们对生态系统进行大规模的开发引起了诸如环境健康、物种灭绝、资源争夺等一系列严重后果，生态和环境灾害突发事件频率不断增大。生态风险评价是评价所有人类活动对生态系统可能带来的影响，它主要研究各类灾害，包括环境污染对生态系统及其组分的可能影响。这一研究从关注人类本身扩展到生态系统，而且对环境整治、自然保护和生物多样性保护等都具有重要意义 [ 1 ]。 抚仙湖是我国目前尚存的为数不多的I类水质湖泊，其蓄水量占云南省九大高原湖泊总蓄水量的66% [ 2 ]，是贫营养湖泊的典型代表。但由于该湖出水量相对较小，其水体换水周期长达167年 [ 3 ]。每年进入湖泊水体中的污染物90%以上滞留于湖内 [ 4 ]。近年来抚仙湖水体透明度逐年下降，COD、TN、TP浓度呈持续逐年上升趋势，整体水质由I类向II类趋近。因此，该湖的生态环境保护形势严峻，如不重视其环境承载力和现存环境问题，及时采取针对性强和效果好的环境保护措施，抚仙湖的富营养化将进一步发展，水质下降将不可避免 [ 5 ]。 近年来，有专家对抚仙湖生态流域系统服务功能进行评估。他们通过问卷调查的形式得到抚仙湖环境变化情况、旅游费支出情况、休闲娱乐价值、生物多样性保护价值的数据并进行分析。对于保护抚仙湖的生态环境以及改善抚仙湖周边居民的生活环境有十分重要的意义 [ 6 ]。 本文通过对抚仙湖水环境现状、土壤环境现状、大气环境现状等进行调查，期望通过本次调查，为抚仙湖的保护、湖泊综合治理等提供基础资料，同时，通过对当地居民对相关环境现状的感知程度，掌握抚仙湖及其周边的生态环境风险现状。