DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 燃气轮机叶片冷却的基本方式主要分为内部冷却与外部冷却，而外部冷却中气膜冷却具有明显优势和较强应用前景，是一种广泛采用的冷却技术。气膜冷却的原理如图1所示，通过在高温部件表面开设槽或者小孔，使冷却气体以射流的方式注入到主流高温燃气中，由于主流压力以及摩擦力的影响，冷却射流向下游弯曲并在高温部件表面形成一层温度较低的气体薄膜，可以有效降低高温燃气与叶片外壁面的换热量，从而对高温部件起到隔离和保护的作用 [ 1 ]。 在实际研究过程中，通常将叶片的吸力侧与压力侧气体的流动方式近似看作外掠平板气体流动，因此平板气膜冷却研究得到的结果可以近似用到叶片的吸力侧与压力侧上，而气膜冷却效率是衡量气膜冷却效果的重要指标，主要受几何参数与流动参数的影响。乔日平 [ 2 ] 采用Realizable k-ε紊流模型对不同孔间距的气膜冷却流场的传热特性进行分析，发现当孔间距较小时，射流孔间冷却死区消失的越快，在中心孔处有较高的冷却效率。郭婷婷 [ 3 ] 通过自编程序，分析了不同入射角度下射流轨迹和速度场的分布，发现入射角度直接影响流场特性，当入射角度为负时，射流对主流上游的影响区域较大；当入射角度为正时，随着入射角的减小，射流孔下游背风侧的分离现象逐渐消失。李少华 [ 4 ] 对圆柱形、簸箕形和锥形射流孔的平板气膜冷却进行了数值模拟，发现在相同速比下，簸箕形射流孔的冷却效率和横向覆盖区域均优于另两种孔型；簸箕形和锥形射流孔均有效地抑制了反向涡旋对的形成，提高了射流的附壁性，从而增强了冷却效果。韩振兴 [ 5 ] 通过实验对不同吹风比下的圆柱形孔气膜冷却效率和换热系数的分布进行了研究，发现在M = 0.5时射流出口动量较小，能够对下游形成较好的保护；当M = 1.0和M = 1.5时，射流出口涡对的卷吸作用对冷却效率的分布有较大的影响。 图1. 气膜冷却原理图 在燃气轮机叶片冷却结构设计初期需要对叶片整体的流动传热性能进行预测，因此通常在方案设计阶段采用一维和三维耦合的方法快速预测叶片的温度走势，从而可以改进叶片高温区域的冷却结构。在一维管网程序中需要通过叶片外壁面气膜冷却效率的分布来计算叶片外壁面温度，总结出有效合理的气膜冷却效率经验公式就成为叶片冷却结构快速设计的重要步骤。Baldauf [ 6 ] 等考虑了较全面的气膜冷却效率影响因素和较大的参数范围，给出了复杂的圆柱形射流孔气膜冷却效率关联式，将圆柱形射流孔的气膜冷却区域分为了两个区域：只表现单一的射流流动形式的靠近射流孔出口区域和由相邻射流的相互作用占主导的远离射流孔的区域，在拟合圆柱形射流孔冷却效率方面具有较高精度。Bunker [ 7 ] 等对早期效率公式进行了总结，给出了四组既能用于圆柱形射流孔也能用于扇形射流孔的关联式，发现它们大多具有相同的统一形式，即运用对数关系表明展向平均气膜冷却效率随下游距离的衰减。Colban [ 8 ] 等基于文献中的实验数据，根据扇形孔的气膜冷却物理原理拟合了新的扇形孔经验公式，相较于Bunker [ 7 ] 的经验公式具有更高的精度和适用范围。Chen [ 9 ] 和Zhang [ 10 ] 等在Colban [ 8 ] 构建的关联式基础上分别添加了密度比和射流孔长径比对气膜冷却效率的影响，使新构建的关联式在精度和适用范围上得到进一步提高。Wang [ 11 ] 基于实验数据，尝试对顺排和叉排两种形式的圆柱形射流孔的冷却效率进行拟合，关联式中添加了密度比对冷却效率的影响，在距离射流孔出口十倍直径的区域拟合效果较好。 已有大多数拟合优度较高的经验公式多适用于扇形射流孔或多排圆柱形射流孔，不适合于单排圆柱形射流孔，因此无法直接用于一维管网程序；另一方面，已有经验公式未考虑气膜孔倾角这一几何参数对冷却效率的影响，因此本文首先通过数值实验分析孔间距、气膜倾角和吹风比的大小对圆柱形射流孔展向平均气膜冷却效率的影响，发现气膜倾角的影响不能忽略。进而构建了形式简单，在初期能够用于预测气膜倾角较小的圆柱形射流孔气膜冷却效率分布的经验公式，且通过和Bunker [ 7 ] 构建的关联式进行对比，验证了本文拟合的经验公式具有较高的拟合优度。
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user: 2. 物理模型和计算方法 2.1. 计算域及网格划分 本文参考了文献 [ 12 ] 中的物理模型，令主流燃气与冷却气体同向进气，计算域由主流域、气膜孔和冷气域构成，如图2所示。坐标轴原点选在气膜孔射流出口处的中心位置，X方向为主流流动方向，Y方向为展向，Z方向垂直于平板上表面即为叶高方向。圆柱形孔直径D = 8 mm，气膜孔倾角α = 35˚，45˚，60˚和90˚；平板厚度H = 18 mm，沿展向方向孔间距P/D = 2，3，4，平板前缘距离孔口前端距离为10D，尾缘距离孔口后端为42D，保证能够充分地观察到冷却气体在平板上表面的流动及换热情况；主流通道和冷却通道沿Z方向的高度分别为15D和8D。 图2. 计算域示意图 计算网格采用结构化网格划分，为了保证满足增强壁面函数(Enhanced Wall Functions)对y + 值的要求，对平板上表面及气膜孔附近的网格进行加密，设置20层边界层，并由主流来流速度、密度、动力粘度以及主流进口的特征长度计算得到第一层网格高度以此保证平板上表面的y + ≈ 1。 2.2. 计算方法及边界条件设置 本文采用三维商业软件Fluent 19.2进行流动传热计算，考虑到Walter [ 13 ] 和刘存良 [ 14 ] 等人的数值计算证实了Realizable k-ε湍流模型的计算结果更接近实验结果，因此本文也采用该模型进行计算；在气、固边界采用增强壁面函数进行处理，平板上表面附近网格的y ＋ 值控制在1左右；压力和速度耦合采用SIMPLE算法，各个物理量采用二阶精度迎风格式进行离散，收敛标准为各项参数残差小于10 −6 且保持稳定。 如图2所示，流道两侧为周期性边界条件，其余壁面均为无滑移的绝热壁面边界，流体域工质为理想可压缩气体，进口均为速度边界条件，出口均为压力边界条件，边界条件具体设置如表1所示，在当前的进口温度下，密度比DR(ρ c /ρ ∞ )控制在1.66。 Table 1 Boundary condition setting 边界条件 主流燃气 入口速度v ∞ 20 m/s 冷却气体 入口速度v c 由M决定 入口温度T ∞ 1082 K 入口温度T c 653 K 湍流度Tu ∞ 5% 湍流度Tu c 5% 出口背压P out ，∞ 101，325 Pa 出口背压P out ，c 101，325 Pa 表1. 边界条件设置 2.3. 参数定义 影响气膜冷却效率的参数众多，大致可分为几何参数与流动参数。在几何参数中，气膜孔倾角α和孔间距P/D等参数对气膜冷却效率影响较大，因此本文分别令α = 35˚，45˚，60˚和90˚，P/D = 2，3，4，得到12组不同的平板气膜冷却结构，研究其参数的变化对气膜冷却效率的影响。除了几何参数，对气膜冷却产生影响的还有众多流动参数，其中吹风比M显得尤为重要，是用来衡量冷却气量的重要参数，常用的定义式如下： M = ( ρ c v c ) / ( ρ ∞ v ∞ ) (1) 式中，ρ c 为冷却射流密度，ρ ∞ 为主流来流密度，一般认为合理的冷却结构设计应该在保证叶片强度的前提下，以尽量小的吹风比得到较好的冷却效果，而绝热气膜冷却效率往往是用来反映气膜冷却效果的一个重要参数，绝热气膜冷却效率的定义式如下： η = ( T ∞ − T a w ) / ( T ∞ − T c ) (2) 式中，T aw 为绝热壁面温度。 η 的大小是评价气膜冷却能力的重要指标， η 越大说明壁面附近的流体温度越接近射流温度，而在前人的众多实验数据或经验关联式中往往总结归纳的是气膜冷却的展向平均结果，即关注的是展向平均气膜冷却效率沿主流流动方向的分布规律，展向平均气膜冷却效率的定义式如下： η ¯ = 1 n ∑ i = 1 n η i (3) 式中，n为展向所取样本数， η i 为展向第i点的绝热气膜冷却效率。进一步定义全局平均气膜冷却效率为： η ¯ a r e a = 1 m ∑ i = 1 m η ¯ i (4) 式中，m为沿主流流向所取样本数， η ¯ i 为沿主流方向第i点的展向平均气膜冷却效率， η ¯ a r e a 的大小表征的是平板上表面整体的冷却效果强弱。
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user: 4. 结论 1) 当气膜孔间距较小时，射流孔间的冷却气体发生强烈的相互作用，冷却气体分布均匀，整体冷却效率较高；当孔间距较大时，冷却气体之间的相互作用减弱，导致各射流孔间会随着孔间距的增大，出现不能被气膜覆盖的区域，气膜冷却效率随之下降。 2) 当气膜倾角较小时，冷却气体从射流孔射出后，能够很好地贴紧壁面，使射流孔出口附近的冷却效率增高。适当地增大吹风比，有益于增大冷却气体在射流孔出口处的流量，使得下游的覆盖区域变大，冷却效果变好；但过大的吹风比会使得冷却气体在射流孔出口附近脱离壁面，导致射流孔出口处冷却效率降低，而在远离射流孔出口处，脱离壁面的冷却气体会发生再附着，使气膜冷却效率回升。当气膜倾角较大时，冷却气体在射流孔出口处很容易脱离壁面，导致射流孔出口附近的冷却效率较低。随着气膜倾角的增大，冷却气体在射流孔内背离射流孔出口处出现的旋涡区域也逐渐增大，阻碍冷却气体流出，使射流孔出口处的流量增大趋势逐渐减弱，甚至出现流量逐渐减小的情况。在较高吹风比下，冷却气体被主流很快压回壁面，在尾缘处不会发生再附着的现象。 3) 提出了两组气膜冷却效率经验公式，分别适用于吹风比在0.2 ≤ M ≤ 0.6和0.6 < M ≤ 1.2的区间，引入了气膜孔倾角这一几何参数对冷却效率的影响。由两组经验公式预测的冷却效率与数值计算吻合较好，较前人的经验公式均有所改进，R 2 值达到了0.9以上，说明具有较高的拟合优度。
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user: 摘 要 数字普惠金融是促进经济包容性增长创新路径，这已成为学界共识。2020年时我国全面建成小康社会、十三五、脱贫攻坚等战略的收官之年，那么总结归纳数字普惠金融促进乡村经济包容性增长取得了哪些成就、其传导机制如何以及后续尚需进一步研究的方向何在，就显得十分必要。为此，本文选取我国贫困发生率、乡城人口收支绝对和相对差额，以及乡城居民收入结构三个方面总结了我国乡村包容性增长状况，然后从数字普惠金融的直接经济效应、间接经济效应分析了促进乡村经济包容增长的传导机制，最后从二者的交互耦合效应、多元化主体参与和微观机制提出了研究展望和反思。 关键词 :数字，普惠性，金融，包容性，探究 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 传统普惠金融由于存在着“经济性”和“社会性”的“二律悖反”，不能很好地解决普惠金融发展的普适性、可持续性与实践机构的商业性冲突，致使始于20世纪90年的我国普惠金融，虽历经20多年的发展，但实践成效显示仍未能解决成本稿、收益低、规模小等问题，失去了完全意义上的普惠性。随着移动互联网革命和数字技术的快速发展、变革和应用于经济社会实践，中国的数字经济金融大幅度改善了民众金融活动参与的可性行、金融服务获取的可得性和金融成果共享的便利性，缓解并在一定程度上解决了传统金融排斥问题，被学界视为实现农村包容性增长具有可行性的创新路径(白钦先、张贺，2018；宋晓玲，2017；Manyika，2016等) [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]，能使贫困群体获益更多，实现包容性增长(贝多广、张锐，2017) [ 4 ]，为落实地区实现经济赶超提供了可能(郭峰等，2019) [ 5 ]。因此，2016年杭州G20峰会提出“数字普惠金融”这一主题的同时，包容性增长也涵盖在“4I”(创建创新、活力联动、包容的世界经济)主题之中。可见数字普惠金融和包容性增长二者在发展理念上、对象和目标上具有内在一致性和高度的契合度，均致力于“人本主义经济”理念下的全民参与经济社会活动、共享经济增长和社会发展红利，以缓解农村发展不充分、城乡发展不均衡这一我国经济社会发展的主要矛盾，进而实现乡城融合乃至一体化和经济社会高质量和谐发展。因此，十九大报告中明确提出，“应大力发展普惠金融，加快建设中国特色普惠金融体系，发挥普惠金融在扶贫攻坚中的独特作用，以解决当前经济社会突出问题，让金融更好回归本源、服从服务于实体经济”(习近平，2017)。 2020年为我国《推进普惠金融发展规划(2016~2020年)》、脱贫攻坚、“十三五”规划(2016~2020)和第一个百年计划——全面建成小康社会的收官之年。随着当前新型城镇化战略和乡村振兴战略的落地和全面实践，我国农村包容性增长举得了长足的发展和举世瞩目的成就，因此，梳理、总结我国农村包容性增长的现状和成就，探究数字普惠金融在新型城镇化战略、乡村振兴战略中何以能助力农村包容性增长及其传导机制，以及未来需要进一步关注和研究的重心，对于我国当下经济结构调整、发展模式转型、社会主要矛盾化解和经济社会可持续发展，特别是为以后进一步提升数字普惠金融推动农村包容性增长政策制定的有效性，不仅是十分必需的，而且也是具有重要启示的。
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user: 2. 农村包容性增长的中国实践 包容性增长(Inclusive Growth)于2007年有亚洲开发银行首次提出，其内涵核心要义为参与经济活动和发展机会均等、共享经济社会成果。2009年胡锦涛在亚太经合组织部长会议上提出：“深化交流合作，实现包容性增长，切实解决经济发展中出现的社会问题”，通过经济增长让贫困低收入群体最大范围受益，提升他们的消费能力和水平，缓解他们的贫困状况(汤敏，2010) [ 6 ]，实现经济社会的可持续发展。而我国当前社会主要问题为乡村发展的不充分、乡城发展的不均衡，因此中国的“包容性增长”在更大程度上地体现在乡村的充分发展和脱贫攻坚上、体现在乡城和区域的协调发展上、体现在乡城生产生活方式和文化价值观的一体化上。 1) 贫困人口绝对数和贫困发生率逐年递减，农村经济包容性增长显著 借助数字经济和金融，实施普惠金融精准扶贫，打赢精准脱贫攻坚战，实现乡村振兴，是十九大扶贫脱贫工作的新举措。金融的本质是服务服从实体经济，通过优化资源配置提升弱势群体的资本形成能力，改善贫困群体的社会福利，实现经济包容性增长。随着《关于金融助推脱贫攻坚的实施意见》、《G20数字普惠金融新兴政策与方法》等相关政策文件的落地，数字普惠金融增长迅速、使用深度和效度大幅提升，有效地降低了普通公众参与经济和金融活动、获取金融服务地门槛和成本。2018年省级数字普惠金融指数的中位值是2011年的8.9倍，指数值平均每年增长36.4%；数字金融的使用深度成为各地指数增长的重要来源(郭峰，2019) [ 7 ]；截至2018年末，全国扶贫再贷款余额为1822亿元，同比增长12.7%。精准扶贫贷款余额42461亿元，同比增长12.5%。扶贫票据累计发行26期276.5亿元(中国农村金融服务报告2018)。数字普惠金融的精准扶贫、助贫实施极大地降低了我国农村贫困人口地数量和贫困发生率，我国贫困人口数由2020年的16567万人减少到了2019年的551万人，贫困发生率则由2010年17.2%降至2019年的0.6%，年均降低率为1.66%，提升着农村包容性增长地速度和成效(见图1)。 图1. 2010年~2019年中国农村贫困状况 2) 农村人口收入和消费支出增长显著，但乡城收支差收敛不明显 乡城的协同发展首先体现在乡城经济发展的协同性，经济发展给乡城带来的最直接结果就是乡城居民的收支水平的变化。而包容性增长聚焦于乡村，在某种程度上就是通过乡村经济社会的包容性增长，提升乡村居民的可支配收入，便利其参与经济金融活动实现资本的形成，提高普通群体的消费水平和消费能力，共享经济社会发展红利，最终缓解甚至消除乡城差异直至城乡生产生活方式的一体化。 根据《中国统计年鉴(2019)》公布的数据，2013~2018我国乡村居民人均收入不断增长，由2013年的9429.6元增长至2018年的14，617元，年均增长率为9.17%；但乡城人均可支配收入差距其绝对差额却不断扩大，从2013年的17，037.4元扩大到2018年的24，633.8元，而且差距的收敛速度呈现出先扬后抑(见图2)。乡村居民的消费性支出也从2013年的7485.1元增长到12，124.3元，年均增长率高达10.33%；但消费性支出的乡城差距绝对差额同样呈现出不断扩大趋势，从2013年的11，002.4元扩大到2018年的13，988元，其收敛速度与可支配差的收敛速度样，呈现先扬后抑的特点(见图3)。在某种层面上说明数字普惠金融、新型城镇化战略和乡村振兴战略等推动乡村经济社会包容性增长的功效正逐渐展现。 图2. 2013~2018我国城乡人均支配收入情况 图3. 2013~2018我国城乡居民消费性支出情况 3) 乡村居民收入分配结构逐步优化，共享经济社会成果明显 对乡村居民收入结构分析来看，工资性及劳动报酬收入占可支配收入的比重(由2013年37.83%提升至2018年的41.02%)、转移净收入占比(由2013年17.47%提升至2018年的19.98%)均逐步提升，而经营性收入的占比呈现出逐步减低的趋势(由2013年41.73%下降到2018年的36.66%)，而且在2015年工资性收入占比超越了经营性收入占比(见图4)，这表明我国乡村居民的生产方式已经由从事农产品生产为主转向为出售自己的劳动力为主，即乡村劳动力通过流动参与经济社会活动，获取了发展机会，共享了经济红利和社会发展成果。但财产净收入的占比比重较低，而且变化不明显，表明在农村金融活动还存在着很大的提升空间，同时也说明数字普惠金融虽然是未来的发展的方向，但受限于农村金融消费者的金融素养、数字基础建设以及法律和监管等诸多因素的制约，尚需进一步从制度上和商业模式上进行创新以提升乡村金融包容性增长。 图4. 2013~2018我国乡村居民收入结构状况
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user: 4. 研究展望和反思 1) 以系统论理论探究二者的交互效应和耦合协调度 数字普惠金融和经济包容性增长都是为促进经济社会的可持续发展，提升经济社会的公平和正义，因此二者在理念和目的上是一体两翼，二者协同发展和交互作用于经济社会。数字普惠金融可通过金融普惠性的提升，吸引更多群体参与和共享金融服务推动经济包容性发展，而经济社会的包容性增长使经济增长更富效率、经济成果分配更富公平和正义，从而提升社会福利，为数字普惠金融的发展创造更为健康的生态环境，提升数字普惠金融的使用深度和效度。因此，从系统论的视角，将二者作为一个系统的两个维度，来探究彼此的交互作用和耦合协调度，而不是只是将包容性增长作为因变量、数字普惠金融作为自变量来探究数字普普惠金融对包容性增长的经济效应、社会效应和创业创新效应等。特别是随着我国新发展理论和实践逐步买入深水区，各个系统间的相互作用、彼此融合的程度将更深、范围将更广，系统论理论下的耦合协调关系的研究就显得尤为必然和迫切。 2) 从微观层面探究数字普惠金融促进包容性增长的传导机制 数字普惠金融和包容性增长从供给侧为排斥在金融经济服务之外的群体，提供普惠性的、机会均等性的参与经济金融活动和服务的可能性，满足其潜在的消费、投融资、创新创业和抗风险的需求。因此，数字普惠金融促进包容性增长的最大效应不是为原本参与和共享经济金融服务的高收入群体所带来降本增效，而应是为乡城的贫困群体、弱势人群和小微企业，通过金融深化和创新机制，创造进入经济金融市场、参与金融活动的可能，拓展低收入人群财富流转到实体经济的渠道和机会，改善他们的福利状况，实现包容性经济增长和发展。但由于这些群体量大、地域分布散，微观数据获取的成本高、难度大，而且有些群体由于制度的不完善、社会发展的阶段性，还处于被社会遗忘的角落。而低收入群体参与和共享经济金融服务及成果的程度，是体征包容性经济发展的重要维度，故而尚需加大从微观的层面而非宏观层面来探究传导机制的力度。 3) 注重市场参与方多元化发展和制度建设，提升数字普惠金融服务效能 数字普惠金融自2016年杭州G20提出并制定其高级规则，发展时间还比较短，虽然有着移动互联网、云计算、大数据和区块链等数字通讯技术的快速发展的推动，以及政策层面的各项制度和市场需求的拉动，但其所带来的经济效应和社会效应受金融市场的完善程度、经济社会发展水平及其差异程度的影响，而且存在者显著的门槛效应，其服务效能的激发和显现需要政府的体制机制和数字通讯基础设施的有效供给，依赖金融机构和科技公司不断融合、创新商业模式确保金融活动、金融服务的高质量供给，也取决于金融消费的金融素养和区域间异质性的金融经济生态环境。即需要多元市场参与主体彼此间的融合、协同和合作，以跨越门槛值，提升数字普惠金融服务的效能。这也是图2和图3所显示为何随着数字普惠金融的发展，乡城间居民的可支配收入和消费性支出的绝对差额并没有收敛，而是呈现出扩大化的趋势。表明数字普惠金融促进经济包容性增长是由临界条件的，其促进效能对不同的区域、不同的群体是具有异质性的。
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user: 摘 要 本文介绍了目前国内外探地雷达系统的产品公司和应用范围，又以湖南某隧道地质勘察为例，介绍了探地雷达的工作原理及数据解释分析，表明探地雷达对勘察隧道及周边的地质情况、断层破碎带、涌水、软弱围岩等不良地质现象具有较好的效果，为隧道开挖提供了可靠的地质资料，节约了施工成本，保障了隧道的施工安全。 关键词 :探地雷达，地质预报，隧道，高速公路 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 目前探地雷达技术已逐渐成熟，应用广泛，国际上影响较大的商用雷达系统有美国GSSI (地球物理测量系统公司)的SIR系列、加拿大SSI (Sensor and Software公司)的pulseEKKO系列和瑞典Mala公司的RAMAC系列。其他公司的产品如GDE、Penetradar、Rockradar、ERA Technology、NTT、JRC、EMRAD，以及国内LT-1、CBS-9000系列探地雷达系统也各有特色。探地雷达技术被应用于建筑工程质量检测、城市基础设施探测和检测、公路(机场跑道质量检测)、铁路踏勘质量检测、岩土工程勘察与地质勘探、隧道检测、堤坝、库岸等水利工程探测、考古探测、环境检测、军事与安全探测，经过长期的实践证明该方法与其他物探方法对比，在地下隐患无损探测及工程质量swimming方面有独特的优势，它可以针对不同问题、不同对象，合理选用适当的设备进行探测，并获得较好的效果 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ]。 湖南某修建高速公路准备开挖，开挖前须查明工作面的地层岩性变化和水文地质特征，推断隧道围岩级别，为施工提出建议，保证隧道的安全施工，减少因地质灾害或支护不当而导致大塌方带来的损失。探地雷达是物探手段进行水文地质调查的一种重要方法，具有工作效率高、施工简单以及推断解释准确等优点，故该高速选取探地雷达来进行勘察。
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user: 2. 隧道区地质地球物理特征 根据隧道详细勘察工程地质说明书，隧址区地层是第四系覆盖层和泥盆系中统棋子桥组泥灰岩、灰岩以及跳马涧组砂岩、石英砂岩、泥质粉砂岩。场地地貌类型为剥蚀构造低山地貌，地表剥蚀较强烈。隧道穿越总体呈北东~南西向的山脉。隧道邵阳端左洞洞门仰坡自然坡度约25~40˚，右洞洞门仰坡自然坡度约25~65˚，坪上端洞门仰坡自然坡度约30~40˚，隧址区基岩出露良好，大部分地段产状稳定。 然而开挖后在隧身发现地下结构并非地表结构一般完整，地表水沿裂隙及节理与层面等组合面下渗，一般呈滴水状、淋雨状或线状出水，为查明地下水情况和岩石完整度，保障工作安全顺利进行须进行探地雷达超前地质预报工作。
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user: 3. 探地雷达工作方法概述 3.1. 工作原理 探地雷达一般采用天线向探测目标发射高频脉冲电磁波来进行探测。通常探测目标深度满足于远场条件，可近似看作是以平面波形式传播。平面波的极化是指空间给定点上场矢量方向随时间的变化特征。通常可分为线极化、圆极化和椭圆极化三种类型。波的极化是电磁波的一个重要特性，不同极化方式的波有着不同的工程应用。当地下介质存在各向异性时，以线极化方式入射的平面波．其反射回波可能转变成椭圆极化方式。因此，通过研究雷达波极化方式的变化可以获得与地下介质物性相关的信息 [ 4 ]。工作原理图如图1。 图1. 地质雷达探测原理图 3.2. 资料处理的方法依据 由于本次超前雷达探测的天线中心的频率为100 MHz，采用了联系测量方式，故在进行带通滤波的时候，选择了频率为50 MHz~150 MHZ的带通滤波器。本次探测在进行雷达波速反演时，选择的介质相对介电常数为7.3，采样点数512，采样时窗便采用600 ns [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ]。 地质雷达的处理资料方式就是将实测数据导入到电脑，然后导入“RADAN 5.0”软件再进行分析(见图2)。在数据处理的软件中，主要是用“Process”这个菜单中的数字滤波器(IIR Filter、FIR Filter)、褶积(Deconvolution)、偏移(Migration)、希尔伯特变换(Hilbert Xform)等数据处理的方法对野外采集结果进行预处理，再根据现场的地质情况，选择一个合理的相对介电常数 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。
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user: 4. 实测资料解释与分析 4.1. 掌子面围岩情况 观察发现在隧道出口右线掌子面里程XK28 + 354，围岩组成主要为中风化砂岩，局部夹微风化泥砂岩，紫红色、浅灰色等，局部夹薄层软弱夹层，薄、中层状结构，节理发育，呈碎裂状结构，岩体较破碎、局部较完整，围岩整体完整稳定性一般。 观察发现在隧道出口左线掌子面里程XZK28 + 410，围岩组成主要为中风化薄、中层状粉砂岩，局部夹泥砂岩，浅灰色、紫红色等，局部夹薄层软弱夹层；节理及劈理发育，地下水较发育，围岩较破碎、局部较完整，较硬岩夹坚硬岩，整体围岩完整性、稳定性较差，拱顶处易产生小型掉块现象。 掌子面照片如图2、图3所示。 4.2. 工作测线布置 探测仪器是美国GSSI生产的SIR-3000型地质雷达系统，采用连续测量的方式，由于现场的环境限制，将测线1沿拱顶轮廓线、将测线2沿隧道掌子面底部1米左右的位置，测线长6米，如图4所示。 图2. XK28 + 354岩体较破碎~较完整多呈镶嵌结构 图3. XZK28 + 410岩体较破碎多呈镶嵌结构 图4. 雷达探测测线布置示意图 4.3. 测量数据分析 图5、图6是通过对现场探测数据的分析处理，得出的雷达预报探测效果图： 图5. 出口右线雷达探测成果图(从左往右) 图6. 出口左线雷达探测成果图(从左往右) 图5是出口右线水平采集的地质雷达剖面图(测线1)，采样时窗为600 ns，探测深度30 m，通过对比分析： 测线剖面显示，掌子面前方XK28 + 354~+324范围内，雷达电磁波整体上同相轴较连续，但在掌子面前方2~11 m范围局部呈现较强的反射信号，反射波同相轴相对紊乱，推测节理、劈理较发育、岩体较破碎，地下水较发育，其余位置电磁波反射较弱，同相轴连续性相对较好，推测岩体相对较完整。 图6为出口左线水平采集的地质雷达剖面图(测线1)，采样时窗为600 ns，探测深度30 m，通过对比分析： 测线剖面显示，掌子面前方XZK28 + 410~+380范围内，雷达电磁波整体同相轴连续性较好，但是在掌子面前方1~18 m范围段反射信号强烈，反射波同相轴相对紊乱，推测节理、劈理较发育、岩体较破碎，地下水较发育，其余位置电磁波反射较弱，同相轴连续性相对较好，推测岩体相对较完整。 施工方后来告诉了我们实际情况，验证了此次结果的准确性，但由于某些原因并没有给我们看实际施工图纸，可见该方法在隧道超前预报中有一定的准确性和可靠性。
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user: 5. 结论 由于探地雷达探测精度高，并能以图像方式显示探测成果，因此，在对探明断层破碎带、地下溶洞、软弱围岩、涌水等不良地质现象的探测中可以发挥独特作用，在此次应用中，地质雷达较好地完成了隧道检测方面的工作，可以为隧道开挖提供可靠而又准确的施工技术方案。
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user: 摘 要 在当今民航发展蒸蒸日上的大环境下，为促进京津冀地区合理分工，明确机场定位，促进京津冀地区协调发展，本次研究将针对京津冀地区机场群的辐射范围进行预测。为使得最终机场群辐射范围测算结果的合理性提高，建立引入了关于机场内外部发展因素的改进Wilson模型，基于改进Wilson模型准确得出京津冀地区机场群的辐射范围。在本次辐射范围的研究中，结果表明：(1) 京津冀地区具有主要辐射能力的机场有三个，分别为北京首都机场、天津滨海机场和石家庄正定机场；(2) 机场发展的综合实力最大程度上决定了机场的空间吸引力，而机场发展的综合实力主要由机场自身运营情况决定，同时城市交通的密度也对其产生一定影响；(3) 京津冀地区机场竞争状态下的机场辐射范围大于凝聚状态下的机场辐射范围。且在合作状态下，北京首都机场与天津滨海国际机场的辐射范围较为相近。无论竞争或是合作状态下，北京首都机场辐射强度都是最大。 关键词 :机场群辐射范围，京津冀地区，机场发展综合实力，改进Wilson模型 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 背景 随着时代的进步，民用航空业也在蓬勃发展。对于民航来说，社会经济的繁荣十分重要，同时政策的支持也是其稳定发展的坚实基础。民航局在公布的《中国民用航空发展第十三个五年规划》中显示，计划在2020年使我国的民用航空机场数量达到260个左右，同时建设与京津冀、长三角、珠三角三大城市群相适应的世界级机场群。随着大兴国际机场的建设完成和雄安新区的建设，京津冀地区机场群的发展也进一步得到重视。 就目前而言，国内国外对于机场协同发展的研究较少，大多集中于机场之间的竞争。针对机场辐射范围研究，陈思宇 [ 1 ] 通过运算机场发展潜力切入，运用机场内外运营各项指标来预估机场的综合实力。针对辐射区界定，2015年李强强 [ 2 ] 通过分析机场客流辐射区与陆侧交通耦合机理，由陆侧交通距离提出计算方法。而随着经济地理学的不断发展，不少研究表明辐射范围的研究也同样适用于机场群的研究，2017年，陈雨亭等 [ 3 ] 建立改进Wilson模型对长三角机场群进行辐射范围研究。 基于上述研究成果，针对京津冀地区机场群内外部运营的各项指标，本次研究将运用基于改进Wilson模型计算得出机场群的辐射范围。
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user: 2. 模型构建 Wilson模型最初用于空间相互作用研究，该理论考虑了距离的衰减特性，进行了指数修正 [ 4 ]。在机场群中指机场a对机场b的辐射能力。影响机场辐射能力的主要因素是距离和衰减因子，从地理区域角度看，在机场登机的旅客来自周边若干个城市，这些城市到该机场的距离，就构成了该机场的辐射域 [ 5 ]。为推算机场辐射半径公式，参考王铮等学者在Wilson模型应用研究中简化模型的方法，改进Wilson模型给定一个阀值 θ = F k S j k ρ exp ( − β r k ) (1) 对式子两边取对数，得到机场的辐射范围公式 r k = 1 β ln ( F k S k ρ θ ) (2) β = 2 T t max D (3) 其中指机场k的辐射半径；用机场的综合因子来测度；θ用综合因子与可达性乘积正值的最小数量级表示；β为衰减因子；T表示域元内传递因子的个数，即机场数；D表示域元面积，即各机场所在城市的平均面积；指具有辐射功能的机场个数；，表示特定源地为区域j，目的地为k的可达性，假设到达机场旅客来自各个源地的情况是等可能的，则关系式如下 S k = ∑ j = 1 n S j k n (4) S j k = ∑ m = 1 ， m ≠ k w F m exp ( − β c j m ) (5) n表示研究区域源地的数目；w表示潜在目的地的数量，这里表示能够提供潜在民航运输服务的机场数量；为机场m的综合因子得分；运输费用为区域内源地j到机场m的平均地面距离。 改进的Wilson模型尚存在一些不足之处：1) 现有的研究方法考虑的是，某一地区之内的某些机场，并不适用于此地区的所有机场计算；2) 分析维度不够全面，并且数据较少，计算结果存在偏差；3) 区域和市场特性决定了多机场系统中竞争与协同的程度 [ 6 ]，模型没有考虑机场之间的相互影响程度区别如何，仅分为全部合作与全部竞争两种情况。 基于京津冀地区机场辐射范围的Wilson模型构建中，研究中从事物原理角度建立具有明确的理论演绎基础。我们将京津冀地区各机场视做一个节点，将其民航资源总量作为分析的能力基础条件，对之前的研究成果进行了再一次的补充研究，分别从以下七个方面来研究机场的辐射范围：客运吞吐量，航线数量，航站楼面积，运营航空公司数量，通航城市，城市路网密度。不仅考虑到了各机场辐射范围与单机场辐射范围的不同，而且考虑了机场之间的影响，以及京津冀地区对于机场的影响。在测算机场辐射范围的同时，考虑了竞争市场或适合做市场的环境因素，结合现实情况，从而进一步提高了结果的合理性。 总体来说，改进Wilson模型的准确性有了较大的提升，并且在机场群辐射范围研究中，均可使用此模型。
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user: 3. 参数计算 3.1. 样本选择 3.1.1. 评价体系构建 城市的网络越复杂，网络交错越多，城市的交通越好，易达性愈高，在某个城市体系中的地位就越显重要 [ 7 ]。城市路网密度反映了旅客从当前位置到机场的所需时间，从而影响旅客对于机场的选择 [ 8 ]，本研究报告选择研究的外界因素是城市路网密度(km/km²)。 机场内部运营决定着机场的综合实力，机场的综合实力影响着旅客的最终选择。机场的发展形态里，机场运输生产统计的核心指标中选取客运吞吐量和起降架次；航站楼面积体现机场的服务水平；航线数量、运营航空公司数量和通航城市数量反应航空公司的运营水平。 综合机场客运辐射范围的内部、外部运营影响因素考虑分析之后，设置了以下客运吞吐量、起降架次、航站楼面积、航线数量、运营航空公司数量、通航城市数量以及城市路网密度(km/km²)七个指标构建机场综合实力评价体系。 3.1.2. 数据说明 北京大兴国际机场和首都机场是京津冀机场群的门户机场，在国际航线上有一席之地；京津冀其他机场主要负责国内航线。针对京津冀机场群的特点，选择研究京津冀国内航班的辐射范围；北京大兴国际机场于2019年9月通航，数据不完整，故选择首都机场。 综上，我们选取了京津冀机场群中的8个机场：北京首都机场、天津滨海国际机场、石家庄正定机场、邯郸机场、唐山三女河机场、秦皇岛北戴河国际机场、承德机场、张家口宁远机场的数据作为分析对象，综合计算辐射范围。 本研究所用数据来自民航资源网、百度百科、各城市年度报告、统计年鉴及交通运输局数据，选择采用2018年的数据作为分析样本。 3.2. 综合因子参数计算 以下各参数的检验及计算，均依据京津冀8个机场综合实力影响因素的基础数据。 3.2.1. 数据的信度及效度检验 在进行因子分析之前，首先运用SPSS19.0软件对变量进行信度及效度检验。通过KMO (KaiserMeyer-Olkin)和Bartlett球形检验(Bartlett Text of Sphericity) (表1)，判断变量是否适合作因子分析。从表可以看出KMO统计量为0.705，大于0.6，根据统计学家Kaiser给出的标准，因子分析具有可行性。Bartlett球形检验给出的相伴概率为0.000，小于显著性水平0.05，因此拒绝Bartlett球形检验的零假设，即变量间具有较强的相关性，认为适合做因子分析。综合判断本文所选取的数据适合作因子分析，具备统计学意义。 Table 1 Test of KMO and Bartlet KMO取样适切性量数 0.705 巴特利特球形度检验 近似卡方 121.071 自由度 21 显著性 0.000 表1. KMO和Bartlett的检验 3.2.2. 计算矩阵的特征值和贡献率 采用主成分分析法提取因子，得到因子的总体方差解释表。结果显示，提取一个特征根大于1的因子作为主因子，特征根λ = 6.382，主成分的累计方差贡献率达91.171%，即涵盖了大部分信息。这表明第一个主成分能够代表最初的7个指标来分析京津冀机场群的发展水平，故提取第一个指标即可。 3.2.3. 因子旋转 选择最大方差法对因子载荷图进行旋转，得到旋转后的因子分析结果以及因子旋转的示意图，也被称为因子空间载荷图(图1)。 图1. 旋转后的空间中的组件 从结果看出，指标客运吞吐量、起降架次、航站楼面积、航线数量、运营公司数量、通航城市、城市路网密度决定了第1主因子。主要表现机场内部运营因素，定义为机场发展的综合实力因子。 3.2.4. 京津冀地区8个机场综合因子得分 以因子的方差贡献率作为权重将因子得分进行加总得出综合因子(表2)。 Table 2 Component scores of 8 airports in the Jing-Jin-Ji in 210 机场 FAC1_1 综合因子 排名 北京首都机场 2.16313 5.46 1 天津滨海国际机场 0.66121 1.67 2 石家庄正定机场 0.20153 0.51 3 邯郸机场 −0.54144 −1.37 4 秦皇岛北戴河国际机场 −0.56370 −1.42 5 唐山三女河机场 −0.60389 −1.53 6 张家口宁远机场 −0.64427 −1.63 7 承德机场 −0.67258 −1.70 8 表2. 2018年京津冀8个机场主因子得分 从表可知，北京首都机场、天津机场、石家庄机场综合因子得分较高。本文拟将这些得分大于0的机场视为具有辐射能力的机场，重点对这三个机场的辐射半径进行测算。 3.3. 其他参数的计算 3.3.1. 衰减因子β 根据京津冀区域总面积，求得D = 19077平方千米，本文共选择京津冀地区的8个机场，故T = 8；根据计算的机场综合因子得分，得分大于0的机场具有辐射效应，所以t = 3，根据式(3)，最后计算出阻尼系数β = 0.0167。 3.3.2. 可达性 本文选取京津冀中综合实力排名靠前的8个城市作为京津冀区域的旅客源地，主要通过网络地图测算地面距离值c jm 。源地j到达机场k的地面距离如表(表3)，数据c单位为km。 Table 3 Ground distance from sources to radiant airport 源地 目的机场 北京首都 天津滨海 石家庄正定 北京 29 129 259 天津 149 24 293 石家庄 322 329 40 邯郸 477 473 197 唐山 188 116 390 秦皇岛 299 256 520 承德 212 280 486 保定 188 195 109 表3. 各源地至辐射机场地面距离 由公式(4) (5)可知基于竞争目的地的机场可达性(表4) Table 4 Airport accessibility based on competition destination 源地j 目的地机场k 北京首都机场 天津滨海国际机场 石家庄正定机场 北京 0.220086674 3.441137244 3.645047445 天津 1.142184073 0.508003476 1.640798369 石家庄 0.27756066 0.30052062 0.040243007 邯郸 0.02267385 0.024457329 0.003509341 唐山 0.262009695 0.270665796 0.530686638 秦皇岛 0.027911529 0.045783386 0.073446447 承德 0.019140841 0.183895686 0.202608445 保定 0.162900529 0.358829428 0.343413841 S k 0.266808481 0.64166162 0.809969192 表4. 基于竞争目的地的机场可达性表
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user: 4. 辐射半径 由上述计算可知，为机场k综合因子得分，β = 0.0167，所得值的数量级的最小值在百分之一，阀值θ = 0.01，以下将从ρ = 1与ρ = −1两种情况，由公式(2)求得辐射半径如表5： Table 5 Airport hinterland/k 机场 r k (ρ = 1， θ = 0.01) r k (ρ = −1， θ = 0.01) 北京首都机场 298.2871137 456.5175541 天津滨海国际机场 279.8981812 333.0352095 石家庄正定机场 222.8183573 248.058964 表5. 机场辐射范围/km 综合实例结果，可以得到以下分析： 1) 北京首都机场辐射范围最大且显著大于区域内其他机场，天津滨海国际机场和石家庄正定的机场的辐射强度较弱。 2) ρ = −1的情况下三个机场的辐射强度均大于ρ = 1情况下的辐射强度。 3) 在ρ = 1的情况下，北京首都机场的辐射范围略大于天津滨海国际机场；而在ρ = −1的情况下，北京首都机场的辐射强度远大于滨海国际机场。因此北京首都机场在竞争状态下辐射优势明显，天津滨海国际机场在合作状态下辐射优势与北京首都机场相近。
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user: 5. 结论 研究京津冀地区机场的辐射范围可以促进京津冀地区各机场合理分工，明确机场定位，促进京津冀地区机场协调发展。本文基于改进Wilson模型研究得出京津冀地区机场的辐射范围，并总结得到以下结论：① 机场发展的综合实力最大程度上决定了机场的空间吸引力，而机场发展的综合实力主要由机场自身运营情况决定，同时城市交通的密度也对其产生一定影响；② 京津冀地区具有辐射能力的机场为北京首都机场、天津滨海国际机场以及石家庄正定机场，其中北京首都机场辐射能力最强，天津滨海国际机场和石家庄正定机场辐射能力较弱；③ 改进的Wilson模型加入竞争目的地影响参数后，得出分别在竞争型力量和凝聚型力量为主导时，各机场的辐射范围的变化。可以明显看出京津冀地区机场竞争状态下的机场辐射范围大于凝聚状态下的机场辐射范围。且在合作状态下，北京首都机场与天津滨海国际机场的辐射范围较为相近。无论竞争或是合作状态下，北京首都机场辐射强度都是最大。 通过计算与分析，机场运营的内部情况对机场辐射范围的影响最大。其中，运营航空公司数量，通航城市，起降架次，航站楼面积四项指标在机场发展的综合实力因子成分比例中占据前四。而北京首都机场的这四项指标都远高于其他机场，因此不论何种市场环境下，北京首都机场的辐射范围都大于其他机场。 研究机场的辐射范围对于协同发展、资源分配具有重要意义。机场间的辐射范围具有一定的相对性，基于改进Wilson模型计算得出的辐射范围并非完全准确，有一定的研究意义但还有待改进。同时除却机场自身运营情况，机场的外部环境也存在很多影响因素，如何提高指标体系的完整性以及参数计算的科学性，使得到的机场辐射范围结果更加精确，还有待相关学者们的进一步探索。
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user: 资助项目 中国民航大学大学生创新创业计划IEXCAUC2019023。
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user: 摘 要 论文通过对随机效用理论进行深度剖析，并在原有NL模型的基础上改进，提出了一种基于哑变量改进的NL模型。该模型可重新对效用选择函数的指标进行选取和分类，对于不可量化的性质指标则可以以哑变量赋值的方式注入到效用方程中，该方式能够使回归模型变量解释范围更广，进而达到扩量保质的作用，在面对现实问题的描述时能够起到以一抵多的联合效果。 关键词 :NL模型，哑变量，出行方式选择 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着我国城镇一体化建设已从慢车道建设步入了快车道，城市机动车的保有量呈高速几何趋势增长，交通运输的供给不平衡问题逐渐凸显居 [ 1 ]。民出行前往往会结合自身的实际情况来选择不同的交通方式出行，不同的个体在出行前对于交通方式的选择会带来不同的效用意义 [ 2 ]。在交通拥堵日益严峻的今天，通过站在出行者的视角下来解释人们在出行前的选择行为十分必要 [ 3 ]。 交通出行不仅在时间分布上具有较为明显的周期性，而且个体选择的差异性往往又充满着离散性 [ 4 ]。因此在基于简单出行链视角下来引入非集计NL模型，在分类分层的情况下研究居民关注的决策指标对其选择行为所衍生的效用有着重要的研究意义。
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user: 2. 基础理论(RUT) 随机效用理论在个体出行的视角下，通过对出行者所选择的交通方式来综合评判总效用 [ 5 ]。由于人在进行选择时并非是完全理性的，在决策者心里必然会存在一定的经验主义。这就使得总的综合效用由两部分组成，其一是与生活息息相关的可量化的具体效用，其二是由经验或出行习惯所带来的内在难以描述灰色效用 [ 6 ]。具体表达式如下所示： U j = V j + ε j (1) V j = δ 0 + δ 1 x 1 + δ 2 x 2 2 + ⋯ + δ n x n n (2) 式中： U j 表示出行者选择第j种交通方式出行的总效用； V j 表示为出行者选择第j种交通方式出行的显性效用； 表示为指标变量； ε j 则表示灰色隐形效用。
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user: 3. 建立模型 决策肢的几何结构决定了NL模型选择概率的体现形式 [ 7 ]。因此，在运用Nested Logit模型分析前应将SP调查到的数据进行分类筛查，即：把出行特征类似的交通工具归为一类。结合本次调查本文将采用两层结构，其中上层为机动车、非机动车，下层为小汽车、公交车、电动车。结合上述结构，建立NL模型决策肢方案。 在诸多离散研究中MNL模型虽然能够解释决策树中各个方案的选择情况，但其要求各个备选项之间拥有较强的不相关性，而这也就是MNL所带来的IIA局限性 [ 8 ]。Nested Logit模型作为离散选择模型中的最经典之一，其树形结构具有较强的柔性，弥补了MNL在分层分类上各选项间的不相关缺陷 [ 9 ]。由于NL模型是在MNL的基础上改进而来，故Nested Logit也同样服从相同的Gumbel假设分布，各个综合效用函数体现形式仍然具有线性表达特点 [ 10 ]。决策选择肢示意图见下图1所示。 图1. 交通方式决策示意图 ln ( P j 1 − P j ) = α + β 1 ( V 1 + ε 1 ) + β 2 ( V 2 + ε 2 ) + β 3 ( V 3 + ε 3 ) + ⋯ + β w ( V w + ε w ) (3) 式中： P j 为居民选择某种交通方式出行的概率； α 为常数项； β n = 1 ， 2 ， 3 ， ⋯ ， w 为效用函数系数： ε w 为隐性效用函数。 V w = bus ， car ， fei = a 0 + a 1 m mean w + a 2 d mean w + a 3 I n + a 4 s d 1 + a 5 s d 2 (4) 式中： V w = bus ， car ， fei 为选择不同交通方式出行时所带来的显性效用； m mean w 表示选择w种方式出行的平均出行费用； d mean w 表示选择第w种方式出行的平均距离； I n 表示居民收入水平； s d 1 、 s d 2 则表示哑变量优化赋值后的乘车满意度； a 0 ， 1 ， 2 ， 3 ， 4 ， 5 为显性效用方程系数。 从决策肢上下层结构可知，每个具体方案的选择必然会优先触发上层选择概率，而下层则是在上层因素被选择的情况下条件性的发生。根据相关模型的理论可得： P = e λ i ( V w + ε i ) ∑ i = 1 n e λ i ( V w + ε i ) ， ( w = bus ， car ， 非 ) (5)
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user: 4. 模型参数估计 极大似然求估法是一种基于观测变量分布明确或已知的前提下，通过对似然函数或方程进行对数变换，利用方程求导可积的特点来实现对原始方程降维，进而得出相关参数最佳近似值的方法 [ 11 ]。由于NL模型表达式为对数函数与多项式的结合体，为了提高参数估计的准确性，本文通过SPSS软件来获取质量较高的参数估计值。
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user: 5. SP调查问卷 SP调查全称为状态偏好调查(Stated Preference Survey)，该调查起初被用于了解消费者对于市场不同产品的喜好程度以及各种服务的满意度，随着交通专家学者的深入研究，SP调查渐渐地被引入到交通工程领域 [ 12 ]。SP的调查数据可以在历史趋势分析的基础上适当地根据调查者来制定参数水平范围 [ 13 ]，此外SP调查对样方容量要求较少，各个问题之间存在较好的关联性，可以侧面验证和获取多种类型的数据 [ 14 ]，因此SP具有较小的样本量且可以获取较多高效数据的特点，更适合发起移动互联出行问卷调查活动 [ 15 ]。
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user: 6. 实例分析 本章主要以2019年1月SP问卷调查为基础，以桂林市七星区居民选择公交出行为例，结合前文理论分析与相关模型建立情况，计算桂林市居民在出行前关于出行方式选择效用函数并求解算出选择行为所对应的概率函数。具体调查结果见下表1所示。 Table 1 A list of comprehensive information about household 家庭收入 人数 家庭人口总数 人数 家庭小汽车保有量 人数 0~5万 301 1人 7 0辆 182 5~9万 105 2人 35 1辆 294 9~13万 84 3人 224 2辆 70 13~18万 35 4人 154 3辆 21 18万以上 56 5人 77 4辆 7 6人 60 5辆 7 表1. 居民家庭综合信息一览表 根据SP调查数据，低碳出行理念良好的人且愿意选择公交出门的人占比38.25%，此类居民的出行路线通常较为固定且对于出行效率要求不高；对于出行效率要求和出行路线自由度较高的居民通常愿意选择小汽车出行，其中占比36.44%；对于出行距离较短且经济条件较为普通的居民则多数以非机动车来作为自己的首选出行工具。相比其他交通工具，非机动车受交通拥堵的影响较小，且能够极易穿梭于巷子和街道，为该类出行者提供抄近道的便利，占比25.31%。具体哑变量编码结果见下表2所示。 Table 2 List of dummy variable coding for qualitative indicators of travel mod 原定性变量编码值 哑变量赋值 舒适度 = 1 (车内宽松舒畅) 所有 S D = 0 舒适度 = 2 (车内比较拥挤) S D 2 = 1 ，其他 S D = 0 舒适度 = 3 (车内非常拥挤) S D 3 = 1 ，其他 S D = 0 共享电动/单车资源 = 1 (资源充裕) 所有 F J D = 0 共享电动/单车资源 = 2 (资源紧张) F J D 2 = 1 ，其他 F J D = 0 共享电动/单车资源 = 3 (资源缺乏) F J D 3 = 1 ，其他 F J D = 0 表2. 出行方式定性指标哑变量编码一览表 经SPSS软件求解可得，效用函数的参数估计值与置信度结果总体上符合预计估计，尽管有点局部参数置信水平收敛效果一般，但任然处于可接受的范围内。具体SPSS回归分析参数标定结果见下表3所示。 Table 3 List of public transport utility function parameters calibratio 变量 B值 Sig值 平均出行距离(d/km) 0.846 0.004 年收入情况(万元) 1.252 0.050 出行费用(元) −1.318 0.034 满意度d 1 13.864 0.013 满意度d 2 12.467 0.023 表3. 公交出行效用函数参数标定一览表 因此选择公交出行的效用选择函数可表示为： V bus = − 12.255 − 1.318 ∗ M meanbus + 0.846 ∗ d meanbus + 1.252 ∗ I n c o m e     + 13.864 ∗ S D 1 + 12.467 ∗ S D 2 + 0 ∗ S D 3 + ε bus (6) 综上所述，桂林市居民选择公交出行的平均效用分为9.6分，平均选择概率为0.62，模型求解结果大体符合预期估计，具有一定的研究意义。
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user: 7. 结论 该研究细化优化各个哑变量分组分类的情况，提高了模型的适用人群，但本文只考虑方式并没有考虑到人对于时间和方式同时选择同时考虑的这一情况，对此还需要开展进一步改善，对于超长距离或超短距离出行方面考虑不够，需要进一步研究和探讨。 本文在Gumbel假设分布的前提下，通过对随机效用模型进行深入剖析，在借鉴显性效用函数模型特点的基础上，引入了哑变量并对模型性质指标进行分类再赋值，在保证模型解释变量保质扩容的情况下，建立了个体选择各交通方式出行的通项效用函数，使得模型能够具有一定的普遍性。揭示了居民选择公交出行所衍生出的效用机制以及选择公交出行的不确定度。
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user: 摘 要 交通建设工程是综合交通运输发展的基础，对国家的发展意义重大。近年来，交通建设项目(如公路水路)向中西部地区迅速推进，隧道群和高墩大跨桥梁等复杂工程显著增多。在安全生产上，“认不清、想不到、管不到”的问题非常突出，成为交通建设工程等领域迫切需要解决的难题。本文整理了部分国内交通安全监管政策法规，探索了风险管控与隐患排查一体化的解决策略，并结合隧道工程案例进行了详细阐述。 关键词 :交通工程，安全监管，风险控制，隐患排查 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY 4.0). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 交通运输业是国民经济的基础性和先导性产业，对国家或区域发展具有举足轻重的作用 [ 1 ]。截至2018年，我国的公路总里程已达484.7万公里，公路密度111.8公里/百平方公里。交通建设工程是综合交通运输发展的决定性因素。近年来，我国交通运输基础设施建设突飞猛进，公路水运等项目向中西部地区深入推进，山区公路的隧道群和高墩桥梁等交叉工程显著增多，工程施工难度加大，施工安全风险增高 [ 2 ] [ 3 ]。安全生产是不可逾越的红线和底线，是交通强国建设的重要内容。虽然我国已经在工程建设安全管控上取得了较好成绩，但是如何彻底解决当前安全生产领域“认不清、想不到、管不到”的问题仍是一个挑战。 构建科学的生产管理与风险防控机制是一个有效的途径。但行业管理部门不同，相应的管理体制和机制也有所不同。因此，针对交通建设工程，研究相关法律法规及行业标准和分析安全事故的规律与特性，是解决问题的重要手段。本文梳理了我国交通建设工程相关法规及标准，围绕交通建设工程体系中的突出问题，提出了风险分级管控与隐患排查治理一体化管理办法，并结合具体工程案例进行了阐述，以期能为工程建设从业人员与行业监管工作者提供技术保障与决策支持，为创新交通行业安全监管机制提供参考。