世界气候和自然景观的地区差异

世界气候和自然景观的地区差异（共6篇）

世界气候和自然景观的地区差异 篇1

对于陆地自然景观的地区差异部分，也作为选学内容。主要介绍自然带的含义和各自然得的位置、特征，主要的动植物，并用景观图片直观的表现出来。

很明显，本节教材紧密结合实际，并且层层深入，这样的安排符合学生的思路，能够调动学生学习兴趣，使其积极主动参与学习过程。

关于“陆地自然景观的地区差异”的教学设计示例

(教学手段)

各自然带的景观图片;陆地自然带的分布图;世界年降水量的分布图;世界年平均气温的分布图;世界气候类型分布图

(引入)播放云南世界园艺博览会的录像，提问：仔细观察南方和北方的植物，在叶子的大小、冬季是否落叶、还是一年四季常绿上，南方与北方植物有什么区别?一个地区的地形我们可以直接的看出来，但是一个地方的气候我们怎样看出来呢?

(学生讨论、回答)

(小结)植物的分布反映了当地的气候特点。南方的气温高、降水丰沛，植物的叶子大而且常绿，北方的冬季气温低、降水少，植物的叶子小而且冬季落叶。地表的动物又受植物的影响而不同。由气候、土壤、动植物等地理事物组成了自然环境的总体，称为自然环境。自然环境是我们生存的空间，自然环境的外部特征称为自然景观。而植被是自然景观最明显的标志。我们一般根据当地的植物特点来认识这里的气候特点。

世界气候和自然景观的地区差异 篇2

在知识经济时代,推进科技创新、提高科技进步的社会经济发展的贡献率,是国家保持竞争力的核心源泉。高校作为国家知识创新体系的核心组成部分,发挥着知识创新、技术创新及知识传播的重要功能。高校科研创新能力是国家和地区发展的核心竞争力,尤其是“211工程”高校。

近年来,随着“西部大开发”和“中部崛起”等战略的确立,国家宏观调控政策不断向中西部倾斜并逐渐显现累积效应,中西部发展面临前所未有的机遇。根据创新型国家和地区建设的经验,在推进中西部地区科技进步、提升创新能力的过程中,必须重视高校,特别是“211工程”高校为代表的高水平大学在增强地区自主创新能力中的作用。《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020年)》更是明确了要启动“中西部地区高等教育振兴计划”的方针,把促进高等教育区域协调发展放在十分重要的位置上。

与社会经济发展普遍存在不均衡的情况一样,“211工程”高校科研创新能力同样存在很大差异。一般意义上,东部高水平大学集中,高层次人才聚集,科研创新能力提升迅速;中西部高水平大学分散,人才流失问题较大,科研资源增长相对较缓,科研创新水平提升则相对缓慢。“211工程”建设已经进行了三期,在新阶段伊始,我们有必要深入研究“211工程”高校科研创新能力的现状及区域分布特点,为高校合理发展定位提供参考信息。

尽管关于我国高等教育发展区域差距或科研水平地区差异的研究较为丰富[1,2,3],但专门关注到高校科研创新能力、探讨地区差异的研究很少。事实上,高校尤其是“211工程”高校,科学研究是其肩负的主要任务之一;同时,“211工程”高校和其他科研机构在科研生产活动经费来源、生产逻辑、创新动机等方面都存在着很大区别。因此,必须将相关研究拓展到“211工程”高校,测量其科研创新能力并进行地区差异比较。

本文试图在以下三方面重点展开研究:第一,考虑到自然科学学科和人文社会科学学科有截然不同的生产特征和内在逻辑,同时,以理工农医为主体的自然科学学科科研创新能力与区域创新能力具有相对更强的联系,本研究重点关注“211工程”三期中各高校自然科学学科科研创新能力。第二,计算各地区“211工程”高校自然科学学科科研创新能力指数,从时间发展趋势的维度进行分析。第三,将“211工程”高校科研创新能力和具体指标的差异进行区域内和区域间分解,比较了两种差异对总差异的贡献大小。

二、模型、指标及数据来源

(一)指标及数据来源

科学构建适合“211工程”高校自然科学学科科研创新能力测度的指标体系是研究的基础和前提。一方面,要从科研投入和产出的过程对高校进行分析;另一方面,需要从区域层面考察高校的科研创新能力,既要考虑科研机构体系的整体,又要考虑创新环境的支撑作用。结合相关文献,我们将“211工程”高校自然科学学科科研创新能力分解为创新投入能力(Input)、创新载体能力(Carrier)和创新产出能力(Output),缩写为ICO指标体系(见表1)。

1. 创新投入能力。

在科研生产过程中,投入是决定科研创新能力的物质基础,在一定程度上决定了科研生产活动的创新潜力。本研究将“211工程”高校自然科学学科科研创新投入界定为人力投入和财力投入:前者包括高层次科研创新人员和一般层次科研创新人员;后者包括R&D经费投入。

2. 创新载体能力。

创新载体是创新活动得以实现的组织机制。在“大科学”时代,学科多样化与综合性同时发生,科学门类相互交叉、渗透、综合,发展成结构复杂的大科学系统,知识生产环境发生根本性改变[4],必须重视科研活动的创新载体。本研究将“211工程”高校自然科学学科科研创新载体界定为课题载体和科研平台载体:科技课题是研发活动的主要载体形式,同时,国家重点学科在某种程度上决定了该学科的影响力和外部环境。

*由于公开数据不包含“高校自然科学学科TOP_ESI论文数”指标,我们利用文献计量学手段通过ISI数据库对历年数据进行了检索。

3. 创新产出能力。

创新产出能力包括科研出版物等体现科学发现或技术发明的成果。在高校科研生产活动中,科研创新产出是创新能力的直接体现,它既是当前创新活动的产出,也是未来创新活动的投入。对于“211工程”高校自然科学学科的科研活动,涉及市场生产环节较少,故本研究主要通过检索工具获得论文数和专利授权书指标衡量创新产出能力。

(二)高校自然科学学科科研创新能力测度的熵权改进密切值模型

密切值法的基本思想是对指标进行规范化处理并找出各评价指标的最优点和最劣点,最后计算各样本的指标接近最优点以及远离最劣点的程度,这一程度即为密切值。通过密切值模型将多指标转化成一个从总体上综合衡量样本优劣的单指标,进而可开展多指标综合评价[5]。相对其他多指标综合评价法,密切值法不需事先假设任何主观参量,避免因主观设置偏差而导致的误差。

1. 构建全局数据矩阵并规范化。

假设有m个评价样本,评价指标体系包括n个指标,评价系统初始数据矩阵为(i=1,2,…,m;j=1,2,…,n),Xij表示第i个样本第j项评价指标的数值。由于各指标的量纲、数量级以及指标正负取向均有差异,需对初始数据规范化处理。

为了方便起见,将规范化后的全局数据矩阵记为。

2. 确定样本集的最优点和最劣点。

令(0≤j≤n),则最优点集为:,最劣点集为。高校科研创新能力最优的样本点集中在离最优点集最近、离最劣点集最远的样本点。

3. 用熵权法确定各评价指标的权重。

传统密切值法采取各指标等权的处理方式,可能造成一些信息的丢失。主要评价指标的贡献未能充分体现,使评价结果误差较大。结合已有研究[5,6,7],本研究利用熵权法在传统密切值模型中引入权重。

在信息论中,信息熵是系统无序程度度量,信息是系统有序程度的度量,二者绝对值相等、符号相反。某项指标的值变异程度越大,信息量越大,信息熵越小,其权重则应越大;反之,某项指标的值变异程度越小,信息效用值越小,信息熵权越大,其权重则应越小。因此,引入信息熵作为权重,可以客观确定各指标的权重,避免主观影响。

首先,对规范化的评价指标进行归一化处理:

接下来,采用斯梯林公式,计算第j项指标的信息熵值为:

最后,用信息熵来测度第j个指标的权重为:

在公式(4)中,hj是第j向指标的信息效用价值,取决于该指标的信息熵和1的差值。

4. 计算密切值。

采用欧式距离,计算待评样本i与最优点集的距离di+,以及和最劣点集的距离di-。

令,即d+和d-分别表示m个最优点距的最小值和m个最劣点距的最大值。则第i个待评样本的密切值Ci为:

Ci的大小反映了第i个待评样本偏离最优点的程度。当di+=d+,且di-=d-时,Ci=0,这时最接近最优点,对应于本文,说明高校科研创新能力越高;反之,当Ci>0时,偏离最优点,且其值越大越偏离最优点,对应于本文,则说明高校科研创新能力越低。

三、研究结果

本文基于密切值模型,笔者对全国100所“211工程”高校(1)科研创新能力进行了测量,并重点在地区差异视野下,利用泰尔系数分解(2)等手段对地区间差异性状况进行深入分析和探讨。结合已有相关研究经验,我们对地理空间区域进行了调整,划分为5个区域:将北京、天津、河北合并为京津冀地区(共23所高校);将上海、江苏、浙江合并为沪苏浙地区(共19所高校);将除京津冀地区、苏沪浙地区以外的其他东部省份归为其他东部地区(共14所高校);中部地区(共22所高校);西部地区(共22所高校)。

(一)各地“211工程”高校自然科学学科科研创新能力整体状况

本部分利用密切值模型测算了“十一五”期间各个年度各“211工程”高校自然科学学科的科研创新能力。囿于篇幅,我们并没有呈现每所高校的科研创新能力状况,而是按照区域折算成平均值进行了分析(见图1)(3)。可见,在每一个年度,各地区所拥有“211工程”高校科研创新能力从高到低依次为沪苏浙地区、京津冀地区、中部地区、其他东部地区、西部地区。

接下来,我们按照计算得到的自然科学学科科研创新能力指数,在各个年份分别进行了排名,表2呈现了自然科学学科科研创新能力排名最靠前的10所“211工程”高校。

整体而言,排名最靠前的高校集中在苏沪浙地区、京津冀地区和中部地区,这三个地区集中了前10名“211工程”高校的80%,具体则集中在北京、上海、浙江、江苏、湖北、黑龙江和吉林7个省(市)。相比而言,其他的东部地区和西部地区,拥有具有高水平科研创新能力的“211工程”高校数量少,且科研创新水平相对不高。在其他东部地区,仅有山东大学和中山大学分别在2008年和2010年排进前10名;在西部地区,仅有四川大学在“十一五”期间均排进了前10名。如果扩大排名的范围,还有位于陕西的西安交通大学在“十一五”期间均排进了前20名。

自1995年正式启动“211工程”以来,“211工程”高校的科研投入水平、科研成果产出普遍获得巨大增长;但从简单分析结果来看,科研创新能力指数在地区之间分布的不均衡状况再一次显示出,“211工程”高校科研创新能力的确存在空间梯度。

更进一步分析,这种空间梯度似乎并没有完全遵循改革开放的“东-中-西”发展战略规律,尽管对于科研创新能力水平最靠前的10所高校有一半以上集中在北京、上海、浙江、江苏这四个东部省(直辖市);但却有40%左右的老牌高校并没有位于社会经济发达的东部沿海地区,诸如四川大学、哈尔滨工业大学、华中科技大学、武汉大学、吉林大学等科研创新能力水平排名在前10的高校,以及西安交通大学、西北工业大学在前20的高校都位于中国中西部地区。这样的结果明显带有国家高校学科布局的色彩。事实上,中西部地区自然科学学科科研创新能力较高的高校基本是建国后国家战略布局背景支持下建设起来的名校,肩负着重要的历史使命和责任,并拥有着一些较强的学科。

综上,“211工程”高校出现以上分布结果说明,科学研究活动存在非常强的路径依赖效应,要创建高水平的研究型大学,加大各类创新型投资固然很重要,但更依赖于长时间学科知识和管理经验的积累,在建设高水平大学的过程中必须重视累积效应。

(二)“211工程”高校自然科学学科科研创新能力地区差异的泰尔系数及其分解

在上一部分对“211”工程高校自然科学学科科研创新能力的整体分析中我们得到,京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区以及中部地区和西部地区的“211工程”高校自然科学学科科研创新能力状况在整体上存在差异。但是,我们对计算得到的100所“211工程”高校每一年度科研创新能力指数为因变量,以地区类型为分类变量做单因素方差分析,结果发现,尽管地区分类变量整体显著,但是地区和地区之间的两两差异并未通过显著性水平检验。为更加深入地刻画“211工程”高校自然科学学科科研创新能力在地区间的差异状况,这里将计算泰尔系数并进行地区内和地区间的组内和组间差异分解。

1.“211工程”高校自然科学学科科研创新能力指数地区内和地区间差异的泰尔系数分解。

我们对“211工程”高校在2006-2010年期间的科研创新能力指数进行了地区内和地区间的差异性分解,结果见表3。我国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力在全国空间分布上存在两个显著的特点是:第一,从全国范围来,尽管地区之间存在差异,东部地区整体高于中西部地区,特别是东部地区中的京津冀地区和沪苏浙地区,但是这种东西部之间分布的不均衡程度并不严重;第二,从地区内部来看,全国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力不平等绝大部分源于地区内部的组内差异,组内差异对总不平等的贡献在5年期间均保持了95%以上,特别是创新能力最高的沪苏浙地区,组内差异的贡献率最高达到73%。

2.“211工程”高校自然科学学科科研创新指数地区内和地区间差异的泰尔系数分解。

在对“211工程”高校自然科学学科科研创新能力整体进行差异性分解的基础上,我们进一步对构成科研创新能力指数的13项具体指标分别估算了泰尔系数,同时,也进行了地区内和地区间的组内组间差异分解。结果见表4。从差异分解结果来看,各项指标均呈现出组内差异对总不平等的贡献率占了绝大部分(95%以上),这与科研创新能力指数的差异分解结果整体保持一致。但是,对于各项指标具体的差异状况却并不一致。

首先,无论是在地区之间,还是区域内部,高层次科研创新人员投入指标的差异最大。相对而言,一般层次科研创新人员投入维度的两项指标在地区间以及地区内部的分布比较均衡;但对于其他两项科研创新投入指标,尤其是高层次科研创新人员投入维度的指标,地区内差异非常巨大,尤其是在京津冀地区和沪苏浙地区,地区内部校际差异的泰尔系数甚至高达0.85以上。这一定程度上反映“211工程”高校对于高端创新性人才的竞争是非常激烈的,尽管人才整体呈现东中西依次递减的空间区域分布,但在每类地区,高端创新型人才都是聚集于该地区少数几所高校:对京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区、中部地区以及西部地区,分别是8.7%、20%、21.4%、18.1%和13.6%的“211工程”高校拥有了该地区长江学者总数的一半以上,同时,分别是8.7%、15.7%、21.4%、13.6%和13.6%的“211工程”高校拥有了该地区国家杰出青年奖获得者人数的一半以上。

注:Theil-1、Theil-2、Theil-3、Theil-4、Theil-5分别是衡量京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区、中部地区以及西部地区的地区内部差异状况的泰尔系数。

其次,相对科研投入创新和产出创新维度而言,科研创新载体能力维度的校际分布相对较为均衡。尽管如此,“当年科技课题拨入经费”这项指标在京津冀地区和西部地区内部的校际差异相对较大,泰尔系数分别高达0.71和0.59;这两类地区分别有17.3%和22.7%的高校拥有了该地区科技课题投入经费一半以上。

最后,科研创新产出能力维度在地区之间以及地区内部差异同样较大。除自然科学学科科技成果奖励指标的校际差异相对较小外,其余论文产出和专利产出的校际差异程度均较高。特别是在京津冀地区内部,SCI论文数、Ei论文数、Top_ESI论文数、专利授权数的泰尔系数分别高达0.78、0.77、0.76和0.91。

四、结论与建议

到2012年,“211工程”第三期建设进入竣工验收阶段,第四期建设工作已拉开序幕。与此同时,我国正处于经济转型、产业结构升级与转移的关键发展阶段,高校科学研究应该在其中扮演重要角色。在这样的时代背景下,测量“211工程”三期建设阶段各高校自然科学学科科研创新能力、分析其在地区内和地区间空间分布差异性状况,不仅可以从宏观上把握我国各地区研究型大学的创新能力状况,还可为“211工程”高校科学发展定位提供建设性的建议。

通过测算并分析“211工程”三期建设阶段我国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力,我们主要有以下结论和发现:(1)高校自然科学学科科研创新能力存在区域分布不均衡,这种不均衡性源于历史、政治、经济等多种因素综合作用。(2)高校自然科学学科科研创新能力总体差距主要源于地区内部的不均衡,地区内部差异对总体差异的贡献率远远高于地区之间的差异;特别是在科研创新能力越高的地区,组内差异性越高。(3)在各项具体的高校自然科学学科科研创新指标中,高端创新性人才投入指标以及高水平出版物和专利的创新性产出指标总体差异和组内差异程度最高。这说明人才的竞争是最大的竞争,同时,高校科研创新能力差异并不是缺乏投入与产出的量,而是缺乏投入与产出的质。

相应地,我们提出的政策建议有:(1)高度重视“211工程”高校科研发展定位和长远规划。因为高校自然科学学科科研创新活动具有很强的路径依赖性,要建设高水平研究型大学、提高大学科研创新水平,不能依靠短期高强度增加投入的揠苗助长式发展;必须有长时间学科知识和科研管理经验的积累,这需要抓住学校学科科研优势、长远规划、培育竞争能力。(2)未来“211工程”建设规划不仅需要适度重视西部大开发所需的科研发展与科技创新,还需要考虑到地区内部高校之间的差异性状况,分类引导、分类规划、合理定位。“211工程”高校自然科学学科科研创新能力的差异不仅存在于区域之间,更存在于区域内部。受国家高校学科布局、学校布局等宏观调控影响,尽管“211工程”高校科研创新能力在地区之间存在较大差异,但地区内的差异却远小于地区内部的差异。事实上,即使在经济和科技水平普遍发达的东部地区也有相当数量行政区并未拥有高水平科研创新能力的“211工程”高校。众所周知,未来产业结构升级、转移都需要科技创新,其中“211工程”高校作为国家科学研究和科研创新的主要基地应该在其中发挥应有的作用,而这需要重视开发各地现有“211工程”高校的潜能。(3)中央政府、地方政府以及高校自身应尽量在人才政策上给予倾斜,创新制度,创造更适合科研创新性人才培育、成长的外部环境。特别是中西部地区应加强科研创新型人才培养与激励,并且还能吸引到合适的外部人才,为“211工程”高校科研活动长期、持续积累发展奠定基础。

参考文献

[1]薛颖慧,薛澜.试析我国高等教育的空间分布特点[J].高等教育研究,2002(07).

[2]侯龙龙,薛澜.我国高等教育资源区域分布的变化及其政策含义[J].清华大学教育研究,2008(12).

[3]刘朝凤,等.我国各地区公共科研机构创新能力测度与比较[J].管理评论,2008(02).

[4]谢彩霞,刘则渊.科研合作及其科研生产力功能[J].科学技术与辩证法,2006(01).

[5]陈玉娟,苏为华.浙江省区域科技实力动态评价[J].科技管理研究,2011(09).

[6]王靖,张金锁.综合评价中确定权重向量的几种方法比较[J].河北工业大学学报,2001(02).

世界气候和自然景观的地区差异 篇3

关键词 世界银行 气候变化 清洁能源 碳基金

中图分类号：X21 文献标识码：A

Abstract At present， various environmental and energy security problems caused by carbon dioxide emissions keep emerging. As one of the most important financial development agencies in the world， the World Bank has played a pivotal role in promoting the national emission reduction， climate change adaption and clean energy development. The paper introduces the functions and institutions of the World Bank at first and then analyzes and makes a prospect of the investment strategy and development trends in the future combining with the main ways of dealing with climate change.

Key words the World Bank； climate change； clean energy； carbon fund

当今世界各国越来越重视气候变化对经济和社会发展产生的影响，世界银行作为一家国际发展机构，在推动世界减排活动中扮演着重要角色。分析和掌控世界银行的投资策略、投资方向对各国制定和实施适应气候变化的措施以及规划和实施减轻气候变化的大型项目建设有重大意义。

世界银行（The World Bank）成立于1945年12月27日，1946年6月开始营业，作为全球重要的金融组织之一，其设立之初主要是从资金和技术两方面对发展中国家进行援助，其设立的目的是帮助发展中国家促进经济繁荣，消除贫困。世界银行由两个机构组成：国际复兴开发银行（IBRD）①与国际开发协会（IDA）。世界银行与世界银行集团（The World Bank Group）的概念不同，后者除世界银行外，还包括国际金融公司（IFC）、多边投资担保机构（MIGA）以及国际投资争端解决中心（ICSID），是联合国系统下的多边发展机构。

气候变化是个全球性问题，对世界各国都会产生深远和不可估量的影响，特别对于较贫困的国家，因受自身技术、资金、以及认知水平的局限，形势更为严峻，气候变暖引起的环境和能源危机将极大的阻碍整个社会的发展和经济的进步。因此，在缓解和适应气候变化可能引起的不利后果的过程中，世界银行不得不承担更多的责任，以实现自身的宗旨和使命。同時，世界各国对能源、资源行业投资方向的决策特别是煤炭行业的政策将对与气候变化相关的项目建设和投资产生深远影响。

世界银行第十二届行长金庸在2013年达沃斯世界经济论坛记者会上指出，2014年是气候变化的行动年，我们必须毫不犹豫地为适应气候变化和缓解气候变化带来的影响而努力。关于气候变化，他提出了三个方面的问题，一是碳价格，他认为政府必须给污染（例如引起全球变暖的主要因素：二氧化碳）定价，应该尽可能早的通过税收或以市场为基础工具给碳定价。二是呼吁逐步淘汰对有害化石燃料的补贴，将补贴资金转移到清洁能源的投资上。三是对金融监管机制的期待。与碳相关的系统性风险需要通过经济上的价格信号解决。由此可以看出世行对应对气候变化的态度是积极而且主动的。

世界银行主要通过资金、技术和人力方面的投资促进发展中国家经济和社会的发展。因此，除了从战略上对气候变化提出合理建议，在实践中，为了抑制全球变暖过快增长的势头，世界银行利用自身优势，对具有减排能力的国家和企业进行投资，通过政策激励鼓励他们采用先进的技术手段，降低二氧化碳的排放量。此外，在世界银行的《发展和气候变化战略框架》中包含了对今后行动的一些规划和展望：技术方面需要以发展低碳经济为目的，开发和完善新型低碳技术，如促进CCS技术的成熟；资金方面不仅要拓宽融资的渠道，更多的发挥私营资本的作用，而且要规范融资市场，创造良好的资金环境；政策方面要形成一个全民共识，领导层制定合理的气候行动方案，各级企事业单位及个人积极响应落实等。

当前，要避免气候变化带来最严重影响，有两种切实可行的解决方案：利用可再生能源和提高能源利用效率。随着经济的发展和城市人口的增长，以中国为首的东亚、印度等新兴经济体的能源需求仍在持续上升。为了应对能源需求和碳减排的双重挑战，清洁能源将是能源产业未来的重要发展方向。世界银行在投资和促进清洁能源发展上做出了应有的贡献，并将每年增加20%的投资资金用于促进新能源项目的发展。在发展中国家发展低碳经济的进程中，日益增长的能源需求、亟待发展的低碳技术以及投资激励都需要一个稳定的资金流作支撑，世行一直致力于通过建立一个全球管理框架以推动低碳经济的可持续发展，与之同时也有助于实现增加经济和就业机会的目的。将清洁能源作为发展重点，加速发展中国家低碳经济的发展和能源的可持续利用是当前世行对发展中国家进行投资的重要战略。

在适应气候变化过程中，国际上可选择的资金来源主要有气候投资基金（CIF）、国际发展协会以及2010年国际金融集团（IFC）发行的2亿美元的“绿色"债券（也称绿色基金）。其中，气候投资基金（CIF）的影响面相对较大，它的资金来源是世界银行、非洲发展银行、欧洲建设发展银行、美洲发展银行四大银行，通过赠予和贷款两种形式，对非洲、亚太地区、欠发达国家、小岛屿发展中国家、南美和中美地区的适应气候变化活动提供资金支持。气候投资基金由清洁气候基金和战略气候基金组成。这里，需要尤为注意的是战略气候基金，该基金是为适应气候变化挑战的现存项目的扩展及新的试点项目提供融资。②这对清洁技术和项目的建设和运行有着重要意义。例如，CCS项目的商业化。（为了实现2050年二氧化碳排量减少50%的目标，CCS项目作为目前最具潜力的二氧化碳捕集和封存技术，它的应用需要大量的资金支持。战略气候基金对CCS大型示范项目的投资，可以加快CCS技术的大规模推广和利用。）

世界银行一方面可以协助发展中国家解决能源需求问题，另一方面，可以帮助他们建立有吸引力的投资环境，从各种渠道获得资金，包括碳融资。通过清洁发展机制（CDM）和联合履约机制（JI），这些资金被用于资助发展中国家的减排项目以及发达国家之间的排放额交易活动。在世界银行的清洁技术基金的支持下，阿尔及利亚、突尼斯和摩洛哥等14个中等收入国家将大幅增加对可再生能源项目的投资，主要在太阳能、风能或地热开发方面寻求可靠的补充能源。2014年2月7日，世界银行气候投资基金对萨摩亚的气候适应试点项目（PPCR）资助1460万美元，气候恢复项目正式启动，主要用于加强沿海资源和社区项目应对气候变化的能力。

世界银行认为，应对清洁能源和气候变化问题可以从如下几个方面开展：首先，帮助发展中国家向低碳发展道路转变。具体包括发展可再生能源、开展节能行动、提高一次能源的使用效率；其次，推动新技术的推广和应用，如碳捕集和封存技术（CCS）、生物燃料转化技术等；第三，防止滥砍滥伐，土地管理不当对温室气体排放的“贡献率”达到大约20%。此外，滥伐森林对野生动植物的生存环境和贫困地区人口的自然资源都造成极大威胁。目前，世界银行正致力于与合作伙伴建立“森林碳基金”，帮助国家运用碳融资信贷，有力地打击滥伐滥砍行为。第四，应对气候风险。不断加剧的天气变化使得洪水和干旱等灾害频发，对于贫困人口来说，如何适应气候变化的影响至关重要。世行首度提出气候风险机制的概念，并最先在拉美、南亚等地区推出应对气候变化的保险方案。这些经验今后可以在更大范围内推行。

从全球范围来看，建立全球性的碳减排机制是今后应对碳排放问题的必然选择。减少温室气体的排放，不是一个地区、一个国家的个别责任，它跨越了国家和主权的限制，是需要全人类共同应对的课题。世界银行正在以全人类的共同利益为出发点，积极开展减排行动，在防止地球变暖和环境恶化的过程中起到重要推动作用。随着世界银行应对气候变化和发展清洁能源活动的不断开展，必然会带动更多的国家和组织投入到这一事业当中。

注释

① 国际复兴开发银行（IBRD）向中等收入国家政府和信誉良好的低收入国家政府提供贷款.

世界气候和自然景观的地区差异 篇4

（一）国外相关文献

关于财政支出(或者公共开支、公共投资、政府投资、政府支出等不同说法)对私人投资的效应方面，国外大部分实证研究并没有得出一致的结论。主要结论可以分为三类：

一是财政支出与私人投资正相关。Aschauer (1989)用时间序列回归方法考察了美国公共投资对私人投资的影响，认为政府对于固定资产、基础设施的投资挤入了私人投资。Fisher (1998)用跨地区截面数据时间序列回归方法研究发现，政府的预算盈余与投资存在着正相关关系。Vijverberg等(1997)指出公共投资的先期扩张，往往带来私人投资的繁荣，从而为经济增长带来积累效应。

二是财政支出与私人投资负相关。如Bairam和Ward (1993)考查了25个OECD成员国政府支出与投资的关系，认为24个国家存在负相关，其中19个国家有相当大的负相关性。Evan等(1994)用美国48个州1970-1986年间的数据进行评价，发现除教育投资对效率提高有显著的积极意义，其他项目的公共投资并没有明显的效果，甚至体现出负面的影响。Grier和Tullock (1989), Barro (1991)等通过若干发达国家的经验数据分析也发现了政府支出规模与经济增长之间存在负相关。

三是财政支出与私人投资的关系因不同条件而变化。Sims (1997)、Cohrane (2001)、Daniel (2001)、Dupor (2000)认为，一国的财政收支并非与经济增长存在直接的因果关系，而是直接取决于通货膨胀水平，即一国的价格水平决定财政政策，主要原因在于价格水平决定一国政府债券的实际值和政府财政的盈余程度。Devarajan、Swaroop和Zou (1996)在理论上把公共支出分解为生产性的和非生产性的，指出在最优状态下，生产性公共支出与非生产性公共支出的比值应该取决于这两项支出对生产的贡献度产出弹性之比。并不一定生产性的公共支出越多越好，关键要看其对总量生产函数的贡献度，因此，有的国家尽管生产性的公共支出额度很高，但是经济增长却不理想。这揭示了公共支出何以在不同国家、不同时期对经济增长产生截然不同的效应进行了有力的论证，尤其是为揭示广大发展中国家大量的生产性公共支出何以没有带来预期的经济增长效应，提供了一个新的思路。

（二）国内相关文献

关于财政支出与民间投资的实证研究，国内一部分研究是放在财政支出与经济增长之间关系的框架下研究的，另一部分则侧重于研究财政支出对民间投资的挤出效应(crowding-out effects)。从实证研究方法上分为两类：第一类是基于LS-LM模型，第二类是采用定量动态分析的研究方法。与国外研究结论类似，这些实证研究同样没有得出一致的结论。

郭庆旺、赵志耘(1999)就中国的公共投资是否产生挤出效应进行了分析，认为在利率受到管制的条件下，政府投资不会挤出私人投资，反而会对私人投资产生挤入效应，即实行积极财政政策，增加政府投资会促进经济增长。郭庆旺等(2005)以我国1978-2003年的年度数据为基础，利用向量自回归和脉冲响应函数，分析表明我国财政投资对经济增长具有显著的促进作用，对私人投资的拉动效应很强。郭庆旺、贾俊雪(2005)还从理论上把公共资本支出分为政府物质资本投资和人力资本投资构建了一个包含政府公共资本投资的两部门内生增长模型，分析公共资本投资对长期经济增长的影响，表明对于中国的经济发展而言，政府公共资本投资中，物质资本投资对长期经济增长的正影响较之人力资本投资更为显著。庄子银等(2003)对中国公共开支与经济增长展开了时间序列和横截面的经验分析，结果表明：尽管公共开支对私人投资通常具有“挤出效应”，但是在中国经济迅速增长的过程中，政府公共开支与私人投资互为补充的效应很强。刘溶沧(2001)根据古典经济理论中私人投资与公共投资的函数关系构建模型，得出“公共投资不会挤出私人投资”的结论，并且由于公共投资具有正的外部性，反而能提高私人投资的收益率，故财政投资能在一定程度上挤入私人投资。吴洪鹏等(2007)采用1997年1月至2004年12月的月度数据，运用VAR模型对中国存在挤出效应的机制进行了经验检验，结果表明：可能会导致民间投资减少的三种挤出效应机制均不存在，公共投资的扩大对民间投资产生了挤入效应。公共投资和商业银行可贷资金状况是民间投资的Granger原因，而工业增加值、生产资料价格与民间投资存在双向Granger因果关系。马拴友(2001)利用IS—LM模型测算了积极财政政策的效应，其研究结果表明财政投资没有挤出私人投资，购买支出和居民消费总体上是互补关系而不是替代关系，增加财政支出不会挤出私人消费。董直庆等(2007)基于Bootstrap仿真方法的实证检验也表明：我国的财政支出对经济增长有着明显的带动作用，并可以在一定程度上熨平经济的波动。

部分实证研究认为没有证据表明财政支出能促进私人投资。比如戴园晨(1999)通过回归分析认为公共投资没有挤出私人投资。宋福铁(2004)通过因果检验发现中国大规模发行国债尚未产生挤出效应, 但也没有对私人投资产生促进作用。田杰棠(2002)从利率变动和资金挤占两方面对1998-2000年数据作了实证分析，也得出“挤出效应存在但不严重”的结论。

另外一些研究则认为财政支出对私人投资究竟是挤出还是挤入，取决于相关条件的变化。一是从长短期效应看，董秀良等(2006)在重新界定财政支出对私人投资效应的基础上，利用季度数据，采取向量自回归模型，协整检验，误差修正模型等动态计量经济学方法分析了我国财政支出对私人投资的长短期效应，认为短期内财政支出对私人投资具有一定挤出效应，而长期均衡关系上则表现为挤入效应;王小利(2005)也认为政府公共投资对GDP的影响十分有限，长期影响甚至为负。二是从财政支出的结构看，严成樑、龚六堂(2009)的研究发现：我国生产性公共支出并不一定总能促进经济增长，生产性公共支出对经济增长的影响存在地区差异。陈浪南和杨子晖(2007)以Aschauer等人的模型为基础对中国数据进行回归分析，结果表明，政府公共投资挤进了私人投资，社会文教投资挤出了私人投资。廖楚晖(2006)考察了我国政府的教育投资对经济增长的影响，发现我国经济的人均产出与政府教育投入有显著关系，政府教育投入对经济增长具有直接的促进作用。王小利(2005)认为政府公共投资对GDP的影响十分有限，长期影响甚至为负，但却肯定了政府购买性支出对经济增长的正向影响。周业安(2003)则认为，当一国存在财政结构和经济环境的差异，诸如行政管理架构和资源流动性限制，一国财政支出就并非一定促进经济增长、并非能够起到正面激励和有效竞争的功能，特别是如果地方政府选择保护性策略或掠夺性策略时，低效的资源配置和价格扭曲将损害经济增长。三是从地区差异看，靳春平(2007)采用VAR模型分别考察了东、西部地区的政府公共资本支出与地区经济增长的长期均衡关系和动态响应关系，结果表明财政政策的经济增长效应在空间上存在明显差异，这种差异性表现为同一单位的政府公共资本支出对于经济发展水平较低地区的经济增长效应大于经济发展水平相对较高的地区。

二、跨时差异

所谓跨时差异，是指财政支出对民间投资的效应在不同时间段的大小和显著性是否存在差异。Devarajan等(1996)就从理论和实证上揭示了公共支出何以在不同国家、不同时期对经济增长产生截然不同的效应。改革开放30多年，我国经济面貌发生了天翻地覆的变化，经济体制、市场结构等均发生了巨大变迁。因此，财政支出对民间投资的效应，也必然会随着宏观经济环境的变化而变化。

首先是财政体制改革。建国后到1978年之前，我国主要实行统收统支的财政集中体制。从1978年到1993年，我国财政实行分成和财政包干体制，中央政府逐步放权，重新调整了地方和中央的权力利益分配。1994年开始我国实行分税制改革。在“统一税法、公平税负、简化税制、合理分权”的原则下，划分中央税、地方税和共享税，分设国税、地税两大征收机构，确定中央和地方的事权和支出范围。十多年来中央政府又数次微调，逐步增减了部分税种，调整了部分税种的税率，并进行了一系列税费改革，逐步规范转移支付制度和塞金管理制度，调整中央政府和地方政府在收入税等方面的分享比例，并于2003年前后开始筹划增值税转型等，开始了新一轮的税制改革。伴随着这一系列的财政体制改革，地方政府的财政自主性和收支行为也发生了许多变化，而这必然会造成对民间投资的不同影响。

其次是民营经济发展的不同阶段。我国民营经济的发展可以划分为1994年之前、1994年之后两个阶段 (1) 。在第一阶段，民营经济的发展主要是体制外的增量改革;大规模的集体企业改制、国有企业改制、外来资本投资主要发生在第二阶段(王劲松等，2005)。在这两个阶段中，民营经济发展的速度和特点差异甚大。

基于分税制改革和民营经济发展阶段的转变，我们分为两个阶段来研究财政支出对民间投资的效应差异，即1981-1993年、1994-2005年这两个时间段。

对于实证研究，这种做法需要解决民间投资统计口径变化的问题。“民间投资”的统计口径在1994年前后发生了重大变化。1992年之前，全社会固定资产投资按登记注册类型仅分为国有经济、集体经济和私营个体经济三类，从1994年开始按照国有经济、集体经济、个体经济、联营经济、股份制经济、港澳台经济、外商经济、其他经济进行分类。也就是说，在1981年之后，只有国有经济投资、集体经济投资和私营个体经济投资这三类统计项目保持不变，而且在统计口径上没有重大调整，其数据在1981-2005年间具备可比性。对于集体经济投资算不算民间投资的问题，学界有不同的看法。由于在上世纪80年代，许多集体企业是乡镇企业，尽管那是乡镇企业在形式上都是集体企业，但它们从诞生起就在计划经济体制之外运营，企业的购、产、销和人、财、物直接受市场调节。有的乡镇企业连最初的投资都由个人承担，只是在形式上戴顶集体的“红帽子”而已。因此，我们使用集体经济投资和私营个体经济投资之和，作为民间投资。

（一）数据选择

本文使用的数据是1981-2005年我国28个省、自治区和直辖市的面板数据 (2) 。具体分为两个时间段，1981-1993年和1994-2005年。从本文关注的变量看，1994-2005年时间段的数据具有较强的连续性和可比性。第一，被解释变量“民间投资”的统计口径在1994年前后发生了重大变化。1992年之前，全社会固定资产投资按登记注册类型仅分为国有经济、集体经济和私营个体经济三类，从1994年开始按照国有经济、集体经济、个体经济、联营经济、股份制经济、港澳台经济、外商经济、其他经济进行分类。换句话说，从1994年起，才有真正意义上的“民间投资”，因此本文使用的数据以1994年为起点;第二，2006年全社会固定资产投资的统计口径又发生了变化，按登记注册类型分为：国有、集体、股份合作、联营、有限责任公司、股份有限公司、私营、个体、港澳台商投资、外商投资和其他投资，与2005年之前的数据不具有可比性 (3) 。因此本文使用的数据以2005年为终点;第三，1978-1993年我国财政实行分成和财政包干体制，1994年开始实行分税制改革 (4) 。分税制改革明确划分了中央和省级政府的财政权限，财权向中央集中 (5) ，省级政府财政收支行为相应发生改变，这使得1994年前后的财政数据某种程度上不具有可比性。第四，我国民营经济的发展可以划分为1994年之前、1994年之后两个阶段 (6) 。在第一阶段，民营经济的发展主要是体制外的增量改革;大规模的集体企业改制、国有企业改制、外来资本投资主要发生在第二阶段(王劲松等，2005)。

基于以上理由，在时间差异分析中，本文使用1981-1993年和1994-2005年两个时间段的数据，而在地区差异分析中，本文只采用1994-2005年时间段的面板数据。

所有数据来源于历年《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》和《新中国五十年统计资料汇编》。

（二）变量说明

下面分别对主要变量进行说明。

民间投资。投资指全社会固定资产投资。民间投资有广义和狭义之分。狭义民间投资包括集体经济、个体经济、联营经济、股份制经济和其他经济投资之和。广义民间投资等于狭义民间投资，再加上外商投资和港澳台投资。因为外商投资和港澳台投资与其他类型的民间投资存在许多不同，比如各地的招商引资主要面向外资、港澳台，还有前些年外企与民企在税负方面的区别，等等。朱轶、熊思敏(2009)的研究就发现地方政府对FDI的引资优惠会导致内、外资企业发展环境的不平衡，强化外资企业对国内私营企业的竞争优势，从而造成FDI对国内私人投资的挤出 (7) 。因此本文主要采用狭义民间投资的定义。

财政支出。地方财政支出选择的是地方一般预算支出 (8) 。从理论上来看，省级财政总支出应当是研究对象。但由于《中国统计年鉴》中不公布省级财政总支出，仅公布省级财政一般预算支出，而且预算外财政收支的数据很难估算 (9) ，因此本文使用一般预算支出作为财政支出的代理变量。显然，一般预算支出低于总支出，但是，基于以下原因，用一般预算支出作为代理变量是可以接受的。第一，省级一般预算支出在省级总支出中占绝对多数。第二，非一般预算支出的项目，有很多与一般支出高度正相关。 (10)

资本存量。本文直接采用张军等(2004)的估算结果。该文对各年投资流量、投资品价格指数、折旧率/重置率、基年资本存量的选择与构造以及缺失数据进行了认真的处理和研究，并在此基础上利用补充和调整后的分省数据，根据永续盘存法估计了我国30个省区市1952-2000年各年末的物质资本存量。

人均GDP。根据国内相关实证研究的结果，人均GDP对民间投资的影响往往有滞后效应，而且大多数研究认为滞后一期比较合适。因此，本文采用滞后一期的人均GDP作为控制变量。

此外，控制变量还包括进出口总值和就业人口数。进出口总值没有经过汇率折算为人民币，直接采用美元计算的进出口总值。

（三）模型说明

结合我国的具体情况，本文采用动态面板数据模型分析时间差异，实证模型如下：

其中，investi, t是第i个省第t年的民间投资，investi, t-1是第i个省第t-1年的民间投资，fiscali, t是第i个省第t年的生产性财政支出。Xi, t代表一组控制变量，包括物质资本存量、人均GDP。γi代表省份固定效应，用以控制各省不被观察到的、不依时间变化的差异性。δt代表年份效应，用以控制各省份共同面临的国家政策或宏观经济形势的变化。εi, t是随机扰动项，假定其期望值为零，无序列相关。

动态面板数据模型的特征是在回归控制变量中加入因变量的滞后项，即invest, t-1，用以控制投资的累积效应。估计该模型的一个基本假定是所有解释变量必须与εi, t的过去、现在和未来值都不相关，在此条件下我们说这些控制变量是严格外生变量(strictly exogenous variables)。动态面板数据模型的一个突出的优点是通过控制固定效应γi较好地克服了变量遗漏(omitted variable) 问题，而且还较好地克服了反向因果性(reverse causality)问题(Arellano和Bond 1991)。常用的有两种估计方法，差分广义矩估计(difference GMM)和系统广义矩估计(system GMM)，系统广义矩估计是对差分广义矩估计的改进。本文主要采用系统广义钜估计的方法，使用STATA10.0作为统计分析软件。

（四）估计方法

本文使用xtabond2程序来估计回归模型。该程序由Roodman (2006)设计，可以处理“包括固定效应，存在随机扰动项异方差，组内相关但组间无关”的情形。具体模型形式如下：

其中，Vi是观测不到的个体效应。ei, t是随机扰动项或误差项。xi, t是严格外生变量。Wi, t是一个前定变量向量(可能包括因变量的滞后项)。对复合误差项的假定是零方差和相互独立、没有组间相关性。

该命令汇报一次差分方程残差项的自相关检验，如下文中的AR (1)和AR (2)。如果有自相关存在，这表明滞后因变量(以及其它作为工具变量使用的变量)并非严格外省，事实上可能是内生的，就是差的工具变量。

该命令还汇报了工具变量的过度识别检验。对于一步、非稳健估计，它汇报了Sargen检验结果，也就是最小化一步GMM得到的。但是Sargen检验在随机扰动项异方差或自相关下失败。因此，对稳健估计(或两步估计)而言，xtabond2汇报了Hansen J检验统计量，它是通过最小化二步GMM得到的，而且对随机扰动项很稳健。此外，还对水平方程所引入的额外工具变量有效性进行了检验。xtabond2还利用Windmeijer (2005)对二步估计的标准差作了纠正，这使得二步稳健估计更有效，尤其对系统GMM来说。本文同时汇报Sargen检验和Hansen J统计量。

使用xtabond2命令，需要同时设置许多参数，比如设定工具变量集等。按照Roodman (2006)的建议，本文的参数设置如下：twostep，二步估计;robust，稳健标准差;small，给出t检验统计，而不是大样本中的z统计量;collapse，对每一个变量和滞后项确定一个工具变量，而不是对每一个时期、每一个变量或每一滞后项确定一个工具变量，这在小样本中避免了工具变量过多的偏差;gmm (w, laglimits (2.))，对差分方程采用滞后2期甚至更远期作为工具变量，对水平方程用滞后一期做工具变量。如无特别说明，在所有应用xtabond2命令进行估计的回归中，本文均使用相同的参数设置。

图1分别描绘了国有经济投资、集体经济投资、私营个体经济投资占三类投资总和的比重。需要说明的是：这一比重并不代表其在全部投资中的比重。图中的年度数据，分别是各省年度数据的平均值。从图中可以看出，相对于其他两类投资，国有经济投资在1981之后的规模缓慢下降，而集体经济投资和私营个体经济投资两者则呈现出此消彼长的态势。

图2和图3分别给出了两个时间段财政支出和民间投资的散点图。比较而言，图2中的数据点比较集中，图3的数据点比较分散，说明在这两个时间段，不同地区的财政支出和民间投资的差距在扩大。拟合直线显示在两者在两个时间段均正相关，但由于纵横轴的刻度不同，两条拟合曲线的斜率不具有可比性。

表1是1981-1993年、1994-2005年这两个样本期的回归结果。需要说明的是：第一，民间投资仅指集体经济和私营个体经济的投资总和;第二，虽然在1981-1994时间段，并不存在国企改制的问题，但我们仍然控制了国有工业企业数，这对结果并没有影响;第三，回归(1)、(2)以1981-1993年为样本期，其中回归(1)因变量是民间投资，回归(2)因变量是国有投资，回归(3)、(4)以1994-2005年为样本期，其中回归(3)因变量是民间投资，回归(4)因变量是国有投资;第四，所有回归均拥有相同的解释变量，以便对不同回归结果进行比较分析。

通过表1的回归结果，我们发现：第一，财政支出对民间投资的效应在两个时期确实不同，在1981-1993期间，财政支出的促进作用更大，也更显著(估计系数0.169, t值2.485，在0.05统计水平下显著);而在1994-2005年期间，这个效应变小了，而且不显著(估计系数0.11, t值1.073，在0.1统计水平下不显著)。这说明财政支出对投资的拉动效应在逐步降低。这符合Devarajan等(1996)的结论。经济处于不同发展水平，财政政策对投资的效应会发生较大改变。另外，我们还认为，财政体制改革，使得地方政府的财政自由度以及支出结构发生了变化，这也会影响财政支出对民间投资的效应。第二，在两个样本期中，国有投资和财政支出均不存在显著相关关系。

三、地区差异

从理论和实践的经验来看，对于不同的经济体，财政政策的经济增长效应是不同的。由于投资和经济增长之间的紧密关系，财政政策的增长效应差异同样会反映在对民间投资的影响上。事实上，虽然我国作为整个经济体的市场化程度在不断加深，经济发展取得了很大成就，但是另一方面，区域间的经济发展差距也在不断扩大。甚至有文献认为，中国地区经济差距的扩大在相当程度上，是中央实行的地区倾斜政策造成的(Démurger et al., 2001)。Fleisher和Chen (1997)则指出，中央政府对东部地区的优先投资是中西部地区落后于东部地区的根本原因。所谓财政支出效应的空间差异，是指一个经济体中的各个区域因所处的空间不同，在同一时间段或截面上，各个区域经济表现出十分明显的差异性，因而可以近似地看作不同的经济体来分析、研究它们各自的发展、演化过程(靳春平，2007)。本文试图探讨，在市场经济体制下财政支出效应的空间差异性和地区民间投资的关系。

（一）财政支出的地区差异

首先从财政支出的规模、结构和分权程度，来分析我国各地区的财政政策差异程度。

1．支出规模差异

一般而言，支出规模有两个衡量方式：一是财政支出的绝对规模;二是财政支出占GDP的比重。1994年，省级财政支出规模总量为15520亿元，到2005年上升为86547亿元，上涨了4.58倍，平均年增长38%。而同期间，省级财政支出占GDP的比重，由1994年的34.3%上升到44%，如下图所示。然而，具体到各个地区，财政支出的规模却存在巨大差异。

从支出的绝对规模看，东部地区省级财政支出总和1994年是1756.7亿元，2005年12617.5亿元，上升10860.8亿元，增长了将近6倍;中部地区省级财政支出总和1994年是979.8亿元，2005年6132.8亿元，上升5153亿元，增长了5.3倍;西部地区省级财财政支出总和1994年是950.76亿元，2005年6067.36亿元，上升5106.5亿元，增长了5.2倍，如图5所示。巧合的是，中部和西部的曲线基本重叠，由于本样本剔出了西藏和海南的数据，因此西部的数据值比真实值略小，但对整体趋势应该没有影响。

从支出的相对规模看，东部地区省级财政支出占GDP比重1994年为7%，2005年占10.8%，只上升了3.8个百分点;中部地区省级财政支出占GDP比重1994年是8.35%，2005年13.2%，上升了4.95个百分点;西部地区省级财财政支出占GDP比重1994年是11.3%，2005年18.3%，上升7个百分点，如图5-6所示。与图5相比，可以发现：虽然东部地区财政支出的绝对规模较大，中部地区次之，西部地区最小，但从支出的相对规模看，这个次序刚好反过来。西部地区财政支出的相对规模最大，中部地区次之，东部地区最小。之所以出现这种状况，主要是由于中央财政转移支付的原因。西部地区常年接受中央财政的转移支付，用于社会性支出。因此虽然其财政收入不高，但相对规模却比较大。

2．支出结构差异

图6是各地区省级基本建设支出占总财政支出的比重。东部地区基本建设支出比重在1994年为9.2%，2005年10.2%，仅上升1个百分点，在整个时间段呈现基本稳定的态势;中部地区基本建设支出比重在1994年为5%，2005年8%，上升了3个百分点，期间在1998、1999年升幅较大，这是当时为了应对亚洲金融危机采取的扩张性财政政策造成的;西部地区基本建设比重在1994年为7.3%，2005年13.4%，上升幅度最大，达到6.1个百分点，不仅如此，西部地区基本建设支出比重在1997-2003年增长很快，这是“西部大开发”战略而引致的。总体而言，在基本建设支出上，中部地区的比重最低，但缓慢增长;东部地区的比重较高，趋势平缓;西部地区的比重后来居上，增长最快。这种财政支出结构的安排，是政府为了缩小地区经济发展差异，也是国家宏观政策的必然结果。其他研究发现基本建设支出规模能显著促进民间投资，而在这里，我们又发现了东中西部在基本建设支出比重上的差异，因此在后文中，我们将进一步应用计量分析方法来考察东中西部地区基本建设支出比重对民间投资的效应。

图7是各地区省级科教文卫支出占总财政支出的比重。东部地区科教文卫支出比重在1994年为26.6%，2005年22.8%，下降了3.8个百分点，在整个时间段呈现稳定下降的态势;中部地区科教文卫支出比重在1994年为30.5%，2005年21.4%，下降幅度最大，达到9.1个百分点，同样呈现出稳定下降的态势;西部地区科教文卫比重在1994年为30.2%，2005年21.9%，下降了8.3个百分点，同样呈现出稳定下降的态势。需要说明的是：1996年三个地区的科教文卫比重突然下降到20%左右，在1997年又回升到趋势线上，我们核对了《中国统计年鉴》的数据，发现这个异常值并不是由数据录入错误造成的。除了1996年之外，总体而言，在科教文卫上，东部地区的比重最高，中部地区和西部地区的比重较低，两者相差很小，三个地区的比重在1994-2005年处于持续下降趋势。

图8是各地区省级社会保障支出占总财政支出的比重。东部地区社会保障支出比重在1994年为24.9%，2005年25.6%，上升了0.7个百分点，在整个时间段呈现出“先小幅下降，再小幅上升”的态势;中部地区社会保障支出比重在1994年为27%，2005年30.6%，上升幅度最大，达到3.6个百分点，呈现出“先小幅下降，再大幅上升”的态势;西部地区科教文卫比重在1994年为22.7%，2005年27%，上升幅度最大，达到4.3个百分点，呈现出“先小幅下降，再小幅上升”的态势。在社会保障支出上，中部地区的比重最高，西部地区的比重较低，东部地区的比重最低，三个地区的社会保障支出比重均在2000年以后迅速增长。

图9是各地区省级行政管理支出占总财政支出的比重。东部地区行政管理支出比重在1994年为9.1%，2005年8.5%，下降了0.6个百分点，在整个时间段呈现出平缓的态势;中部地区行政管理支出比重在1994年为13.1%，2005年9.8%，下降了3.3个百分点，呈现出持续下降的态势;西部地区行政管理比重在1994年为14.9%，2005年10.2%，下降幅度最大，达到4.7个百分点，同样呈现出持续下降的态势。总体而言，在行政管理支出上，东部地区的比重最低，中部地区的比重较高，西部地区的比重最高，三个地区的比重均呈现出“先下降，后平缓”的趋势，即在2000年以前持续下降，在2000以后趋于平缓，这主要是由于1994-2000期间的政府机构改革造成的。

3．分权程度差异

这里仅探讨各地区财政分权总体程度。这里的分权程度指各省分权程度的平均值。东部地区财政分权程度在1994年为3.03%，2005年3.72%，上升幅度最大，达到0.69个百分点，在整个时间段呈现出平缓的态势;中部地区财政分权程度在1994年为2.11%，2005年2.26%，上升了0.15个百分点，呈现出平缓的态势;西部地区财政分权程度在1994年为1.64%，2005年1.79%，上升了0.15个百分点，同样呈现出平稳的态势。总体而言，在财政分权程度上，东部地区的程度最高，且缓慢增长，中部地区的程度较低，西部地区的程度最低，中西部地区的分权程度均呈现出平稳的趋势。

（二）民间投资的地区差异

我国民营经济发展同样存在很大的地区差异。以狭义民间投资为例，东部地区民间投资在1994年为3584亿元，2005年29556亿元，上升了25972亿元，增长7.25倍;中部地区民间投资在1994年为942亿元，2005年11374亿元，上升了10450亿元，增长11.1倍;西部地区民间投资在1994年为733亿元，2005年9204亿元，上升了8471亿元，增长幅度最大，达到11.6倍(如图11所示)。总体而言，在民间投资上，东部地区的规模最大，中部地区次之，西部地区的规模最小，三个地区的民间投资均在1994-2005年高速增长。

然而，如果以狭义民间投资占GDP的比重作为衡量民间投资规模的指标，将会得出不一样的结论。东部地区民间投资占省级GDP的比重在1994年为14.3%，2005年25.3，仅上升了10个百分点;中部地区民间投资占省级GDP的比重在1994年为8%，2005年24.5%，上升了16.5个百分点;西部地区民间投资占省级GDP的比重在1994年为8.7%，2005年27.7%，上升幅度最大，达到19个百分点(如图12所示)。总体而言，在民间投资占GDP的比重上，东部地区的比重一开始最大，中部地区和西部地区的比重较低，并比较接近，但经过12年的时间，中西部地区民间投资发展迅猛，在2005期末，以占GDP的比重衡量，三个地区的民间投资规模已经基本相似。

（三）计量分析及结果

表2是以不同地区为样本的回归结果。需要说明的是：第一，沿用国内实证研究的做法，本文把全国样本为东部、中部、西部三个子样本，来考察财政支出效应的地区差异;第二，由于动态面板数据及其估计方法对样本数有一定要求，分成三个子样本之后，无法应用系统广义矩估计方法，因此我们改为采用固定效应模型;第三，相应地，为了避免投资累计效应对计量结果的影响，我们采用民间投资占全部投资的比重作为因变量，我们认为因为所有投资都具有累计效应，这个比重能真实反映民间投资的增长;第四，在表2中，回归(1)以全国为样本，回归(2)以东部地区为样本，回归(3)以西部地区为样本，回归(4)以西部地区为样本;第五，所有回归均拥有相同的解释变量，以便对不同回归结果进行比较分析。

世界气候和自然景观的地区差异 篇5

1 夏热冬暖地区和夏热冬冷地区气候与建筑能耗的特点

按现行《民用建筑热工设计规范》GB50176规定,夏热冬冷地区范围大致为龙海线以南、南岭以北,四川盆地以东,涉及16个省、市、自治区,典型的代表性城市有上海、武汉、重庆等;夏热冬暖地区范围包括海南,广东大部,广西大部,福建南部,云南小部分,以及香港、澳门与台湾,典型的代表性城市有福州(夏热冬暖地区北区)和广州(夏热冬暖地区南区),详见图1和见图2。两个地区气候参数和居住建筑能耗分析数据见表1。

从表1可看出,夏热冬暖地区南区的广州市最热月平均气温28.4℃,最冷月平均气温13.3℃(高于10℃),具有明显的夏季炎热、冬季暖和的气候特征,夏季需要空调,冬季无需采暖。夏热冬冷地区的上海、武汉、重庆3个城市,最热月平均气温27.8～28.7℃,最冷月平均气温3.0～7.5℃(低于10℃),具有明显的夏季炎热,冬季寒冷的气候特征,夏季需要空调,冬季需要采暖。福州位于夏热冬暖地区边缘,与夏热冬冷地区接壤,气候特点介于夏热冬冷地区与夏热冬暖地区南区之间,夏季需空调,冬季兼顾采暖。

夏热冬暖地区和夏热冬冷地区居住建筑节能主要通过两个途径:

(1)提高建筑外围护结构保温隔热性能;

(2)提高采暖空调设备能源效率。

在提高采暖空调设备能源效率方面,除两个气候区气候因素对设备能效产生差别外,其它建筑节能应考虑的问题,如采暖空调系统的节能设计方法等都是相同的;而对于建筑围护结构节能,考虑的问题要复杂很多。建筑外围护结构主要包括外墙、外窗和屋顶,它们的热工性能,尤其外墙和外窗性能对节能影响显著,因此建筑节能标准对围护结构的性能参数提出了严格的要求。由于夏热冬暖地区和夏热冬冷地区气候特点的不同,节能标准对外墙和外窗性能的要求也不同。

2夏热冬暖地区与夏热冬冷地区建筑外墙节能的差异分析

由于气候的不同,外墙热工性能对夏热冬冷和夏热冬暖地区建筑能耗和节能影响是不同的,表2分析了当居住建筑窗墙面积比C=0.3,外窗传热系数K=6.0w/(㎡·k)、SC=0.9时,外墙K值从1.5变化到1.0时,对建筑能耗和节能影响情况。

从表2可看出,夏热冬暖地区建筑外墙热工性能的变化对建筑能耗和节能的影响要比夏热冬冷地区来得小,这是夏热冬暖地区全年平均气温高,室内外温差小,通过墙体传热损失小的原因引起的,因此夏热冬暖地区建筑节能标准对外墙热工性能要求不如夏热采冷地区来得高。《夏热冬冷地区居住建筑节能设计标准》JGG13(修编报批稿)和《夏热冬暖地区居住建筑节能设计标准》JGJ75(修编征求意见稿)中对外墙热工性能要求作了不同的规定,夏热冬冷地区外墙K值要求0.8～1.5,夏热冬暖地区外墙K值要求1.0～2.0,详见表3和表4。

3 夏热冬暖地区与夏热冬冷地区外窗节能的差异分析

由于气候的不同,建筑外窗热工性能对夏热冬暖地区和夏热冬冷地区建筑能耗和节能的影响是不同的。表5和表6分别分析了外窗传热系数(K)和遮阳系数(SC)变化对居住建筑能耗和节能影响的情况(表中↓表示降低,↑表示升高)。

从表5和表6可看出:

(1)外窗保温性能(K)对夏热冬冷地区和夏热冬暖北区建筑能耗与节能的影响要大于夏热冬暖地区南区。

(2)外窗遮阳性能(SC)对夏热冬暖地区南区建筑能耗与节能的影响要远大于夏热冬冷地区和夏热采暖地区北区。

(3)夏热冬暖地区南区建筑节能的主要影响因素是外窗的遮阳隔热性能,外窗保温性能对节能影响不大,与遮阳性能相比可以忽略。

(4)夏热冬冷地区和夏热冬暖北区建筑节能对外窗保温性能和遮阳隔热性能均应要求,但夏热冬冷地区对外窗保温性能的要求更高一些。

《夏热冬冷地区居住建筑节能设计标准》JGJ134(修编报批稿)和《夏热冬暖地区居住建筑节能设计标准》JGJ75(修编征求意见稿)对外窗性能作了不同的规定,详见表7和表8。表7和表8显著的不同在于:夏热冬冷地区对外窗的传热系数和遮阳系数均作了规定,而夏热冬暖地区南区只对外窗的遮阳系数作了规定,充分体现南方地区建筑节能以遮阳为主的特点。

居住建筑节能设计标准对夏热冬暖地区北区的外窗保温性能(K)和隔热性能(SC)均有要求,同夏热冬冷地区相比,对遮阳隔热性能要求要高一些,而对保温性能要求则低一些,具体规定不一一列出。

参考文献

[1]《夏热冬冷地区居住建筑节能设计标准》JGJ174(修编报批稿)

世界气候和自然景观的地区差异 篇6

剪切波速是反映土动力特性的重要参数,并为计算岩体有关参数、判别砂土液化及划分工程场地类别等提供依据[1]。目前剪切波速测试方法主要有现场原位测试和室内试验测试。其中现场原位测试一般采用单孔法,由于可操作性强、成本低,是现行最常用的剪切波速测试方法,但受现场环境影响较明显[2,3];而室内试验测试可以克服现场测试的诸多不利因素,但土样的扰动会对测试结果产生影响。

显然二者互有优缺点,有时可以相互补充验证,但二者的关系还存在令人困惑的地方。

目前国内也有学者对二者关系进行了研究,如张立等[4]研究了地面激振法测试与室内剪切波速测试结果的差异,发现二者的差值与土层的埋深、黏粒含量等因素有直接关系。该文主要是从不同土的沉积状态等方面来研究二者的关系,但未充分考虑土样扰动的实际情况及现场土层状态。基于此,本文在唐山地区选取2个典型场地,进行了剪切波速的现场原位测试,并对获取的原状土样进行室内剪切波速测试,比较了两种方法的测试结果,最后分析讨论了造成差异的原因。

1 典型场地工程地质概况

本文所选取的两个典型场地均位于河北省唐山市,在地貌上属滦河水系的冲洪积平原,河流地貌发育,河道变化频繁,遗留大量的古河道。已有勘探成果表明,典型场地所在地区地表为第四系所覆盖,主要由陡河冲积作用而成,岩性以粘性土和砂类土交互沉积为主,沉积韵律明显,局部夹圆砾,局部场地地层底部可见卵石。

其中典型场地1位于唐山南湖区,钻探工作表明,该场地覆盖层厚度在120m左右,岩性以粉质粘土和砂土交互沉积为主,粉土夹层较薄;典型场地2位于唐山市区,钻探工作揭示,该场地覆盖层厚度在50m左右,岩性以粉质粘土和砂土交互沉积为主,深度53m可见全风化泥岩。

另外,为了进行室内剪切波速测试,在两个典型场地均使用薄壁取样法分别采集了10个和7个原状土样(高20cm、直径10cm),土性为粉质粘土和粉土。

2 剪切波速测试方法

2.1 现场原位剪切波速测试

本文现场原位剪切波速测试采用的是单孔法中的孔内激振法,使用的仪器是日本OYO悬挂式波速测井仪。该仪器使用的小波分析法能大大提高判断S波的初至时间准确性[5],测试装置如图1所示。

测试方法如下:首先将三分量检波器放入孔中,并且对零;然后将检波器一直垂落至终孔,且每下垂10m激发一次震源,保证仪器能正常运行;最后在检波器触底之后,每1m激发一次震源,由下至上测剪切波速。

通过公式Vs=ΔH/ΔT可计算钻孔每米的剪切波速。其中ΔH为两个检波器间的距离(m),此处为1m,ΔT为剪切波传到两个检波器的时间差(ms)。

2.2 室内剪切波速测试

本文所使用的室内剪切波速测试装置是在HX-100电气伺服控制振动三轴仪的基础上,将剪切波传感器置入上、下压力帽中,主要由三轴压力室、剪切波发射与接收传感器以及DB4型超声测量仪组成,如图2所示。其原理为依据试样的轴向长度、剪切波通过试样的时间确定试样的剪切波速。

测试方法如下:首先将制备好的原状土样(直径3.91cm、高8.0cm)套上橡皮膜并安装在三轴压力室内;然后依据土样所代表土层的上覆有效压力,确定施加在试验土样上的等向固结压力并使土样排水固结;最后根据剪切波通过土样的时间和土样固结后的高度确定其剪切波速[6]。

该剪切波速试验装置在海域工程中应用较为普遍。值得注意的是,在进行剪切波速测试前,应对试样进行饱和水处理,给土样施加等向固结压力,并使土样排水固结。

采用公式Vs=L/t可计算通过土样的剪切波速,其中L为土样的最终高度,t为剪切波在土样中传播时间(μs)。

3 剪切波速测试结果分析

现场原位和室内试验两种剪切波速测试方法的结果如表1、表2和图3、图4所示。这里需要说明的是,室内试验土样高度仅为8cm,但一般工作中都将其认为是该层位的剪切波速,为了方便后文的比较,表1中室内测试结果的深度和现场测试深度保持一致。另外,为了进一步分析,统计了土样的自然状态含水量和室内试验含水量,并列于表1和表2中。

从表1、表2和图3、图4可以看出:

(1)现场剪切波速测试结果大部分小于室内剪切波速测试结果,仅在典型场地1的47m和49m埋深处前者大于后者;

(2)两种测试方法测试结果的相对误差最大为38%,其余均保持在20%以内,这相互验证了两种方法测试结果的可信度;

(3)现场剪切波速测试结果随深度的变化趋势和室内测试结果基本保持一致,这说明二者所反映的土层性质变化类似。

4 讨论

现场剪切波速测试能很好地反映土层的自然状态,但是受人为因素及现场环境的影响较大,而室内剪切波速测试主要受土样扰动程度的制约。分析造成前文所述剪切波速现场测试和室内测试差异的原因主要由以下几个方面。

(1)土样的含水量变化

土样含水量在一定程度上影响并反映了土样的密实度和密度。已有研究表明,含水量越大、土样剪切波速测试结果越小[7]。土样在采集和运输过程中易失水,虽然在进行室内测试前会采用饱和水及排水固结等手段来还原土样含水量至原始状态,但从表1中可以看出,现场土工试验中土样含水量和固结后土样含水量有一定差异,且前者几乎都大于后者。只有在47m和49m埋深处,土样天然含水量小于固结后土样含水量,这也和该埋深处的两种方法的剪切波速测试结果差异性相吻合,所以土样的含水量变化应该是造成剪切波速室内测试与现场测试结果差异的主要原因。

(2)土样的结构变化

土样在采集及运输过程中不仅会造成含水量的变化,土样的结构也会产生变化。土在长时间的自然沉积中逐渐具有一定的胶结作用,但在取样及运输过程中不可避免的扰动会造成土样变得松散。在进行室内剪切波速测试之前,会根据土样密度及埋深对土样施加一定的围压,以便使土样达到自然土的状态,但是很难接近,所以施加的压力会导致土样较自然土松散或密实,从而导致室内剪切波速值与现场测试值的差异。

(3)软硬夹层的存在

由于室内测试土样的最终高度不大于为8 cm,而现场试验得到的却是厚100 cm土的剪切波速,不能避免的是现场层位可能存在硬夹层或软夹层,进而拉高或拉低该层位的正常波速值。现场剪切波速测试结果与室内测试结果相对误差最大值是38%,发生在典型场地2的15m埋深处,应该是取样位置正好处于硬夹层,导致室内测试值很高。

(4)现场测试环境因素

虽然现场测试不受土样扰动的影响,且能直观反映土的自然状态,但是非常容易受周边环境的影响,如地面震动等,特别是对于浅部地层即便是微小的震动,也会造成波形的变异。这种影响必然会对剪切波速测试结果产生误差,从而导致两种方法结果的差异。

5 结论

本文通过对唐山地区两个典型场地剪切波速的现场测试和室内测试结果的对比,得出如下结论。

(1)测试场地内剪切波速的现场测试结果大部分小于室内测试结果,仅有两个埋深处前者大于后者;两种方法的测试结果相对误差最大为38%,其余均保持在20%以内;两种方法测试结果随深度的变化趋势保持一致,互相验证了这两种方法的可靠性。

(2)土样含水量和结构的变化、软硬夹层的存在以及现场测试环境等因素造成了剪切波速现场测试结果和室内测试结果的差异。

参考文献

[1]常士骠,张苏民.工程地质手册(第4版)[M].北京:中国建筑工业出版社,2006:278.Chang Shibiao,Zhang Sumin.Manual of engineering geology(4th Edition)[M].Beijing:China Architecture and Building Press,2006:278.(in Chinese)

[2]郭明珠,贾连军,铁瑞等.剪切波速测试方法的现状分析[J].西部地震学报,2011,33(增刊):21~23.Guo Mingzhu,Jia Lianjun,Tie Rui et al.Analysis on current situation of shear-velocity measurement method[J].Northwestern Seismological Journal,2011,33(supp):21~23.(in Chinese)

[3]鹿子林,付海清,胡超等.钻孔剪切波速测试两种方法的对比[J].华北地震科学,2014,32(2):45~49.Lu Zilin,Fu Haiqing,Hu Chao et al.Comparison of two shear wave velocity test mothod[J].North China Earthquake Science,2014,32(2):45~49.(in Chinese)

[4]张立,王建华,程国勇.土样现场和室内剪切波速的实验研究[J].勘察科学技术,2003,(4):15~17.Zhang Li,Wang Jianhua,Cheng Guoyong.Study on field and laboratory test of shear wave velocity of soil specimen[J].Site Investigation Science and Technology,2003,(4):15~17.(in Chinese)

[5]陈旭庚,田家勇,王恩富等.基于小波分析的场地波速测量方法[J].地震工程与工程振动,2007,27(1):163~159.Chen Xugeng,Tian Jiayong,Wang Enfu et al.Wave-velocity logging based on wavelet analysis[J].Journal of Earthquake Engineering and Engineering Vibration,2007,27(1):163~159.(in Chinese)

[6]王建华,程国勇,张立.一种在三轴压力室内测试土样剪切波速的新装置[J].天津大学学报(自然科学与工程技术版),2004,37(2):152~156.Wang Jianhua,Cheng Guoyong,Zhang Li.A new device to measure the shear wave velocity of soil samples[J].Journal of Tianjin University(Science and Technology Edition),2004,37(2):152~156.(in Chinese)