Modeling of a sequencing batch reactor treating municipal wastewater using multi-layer perceptron and radial basis function artificial neural networks

A sequencing batch reactor was modeled using multi-layer perceptron and radial basis function artificial neural networks (MLPANN and RBFANN). Then, the effects of influent concentration (IC), filling time (FT), reaction time (RT), aeration intensity (AI), SRT and MLVSS concentration were examined on the effluent concentrations of TSS, TP, COD and NH₄⁺-N. The results showed that the optimal removal efficiencies would be obtained at FT of 1 h, RT of 6 h, aeration intensity of 0.88 m³/min and SRT of 30 days. In addition, COD and TSS removal efficiencies decreased and TP and NH₄⁺-N removal efficiencies did not change significantly with increases of influent concentration. The TSS, TP, COD and NH₄⁺-N removal efficiencies were 86%, 79%, 94% and 93%, respectively. The training procedures of all contaminants were highly collaborated for both RBFANN and MLPANN models. The results of training and testing data sets showed an almost perfect match between the experimental and the simulated effluent of TSS, TP, COD and NH₄⁺-N. The results indicated that with low experimental values of input data to train ANNs the MLPANN models compared to RBFANN models are more precise due to their higher coefficient of determination (R²) and lower root mean squared errors (RMSE) values.     

三峡库区几种林下苔藓的保水功能

通过对三峡库区三种森林类型(松栎混交林、栓皮栎纯林、马尾松纯林)林下苔藓储量调查分析及其持水特性试验，得到不同森林类型林下苔藓储量、最大持水量、吸水速率等水文特征参数。结果表明，马尾松纯林林下苔藓储量最大(12．93t／hm^2)，松栎混交林和栓皮栎纯林林下苔藓储量相同(9．47t／hm^2)。松栎混交林林下苔藓最大持水量为5．36mm，栓皮栎纯林为5．73mm，马尾松纯林为6．26mm。研究结果还表明，三峡库区林下苔藓持水量随时间变化过程与森林类型无关。在只有苔藓覆盖情况下，不同森林类型林内不产生水分下渗和地表径流时的最大降雨量和最大降雨雨强分别为：松栎混交林林地5．36mm，5．820mm／h；马尾松纯林林地6．26mm，7．420mm／h；栓皮栎纯林林地5．73mm，6．060mm／h。     

最优环境税:庇古法则与税制协调

从经济学的角度对国外关于最优环境税的经典理论——庇古法则及近十年来研究的前沿内容——一般均衡模型等作出阐释，并在外部性理论的基础上通过一个一般均衡模型考察环境税的效率特性和在次优情形下最优环境税的决定因素。随后是对我国开征环境税的几点思考：环境税的课征范围应暂定为排放各种废水、废气（烟尘）和固体废弃物的行为。环境税税率的确定可以采用“反复迭代”的方法，即“环境效益优先，兼顾税收协调和收入分配等效应。”其他相关问题的处理，如环境税和其它政策手段的配合使用，环境税税收的使用等。     

北京南部城区PM2.5中碳质组分特征

为了解《大气污染防治行动计划》实施后北京市大气PM_2.5中碳质组分特征,于2017年12月至2018年12月在北京污染较重的南部城区进行了PM_2.5连续采样,对其中的有机碳（OC）和元素碳（EC）进行了全面研究.结果表明,北京大气PM_2.5、OC和EC浓度变化范围分别为4.2~366.3、0.9~74.5和0.0~5.5 μg ·m^-3,平均浓度分别为（77.1±52.1）、（11.2±7.8）和（1.2±0.8）μg ·m^-3,碳质组分（OC和EC）整体占PM_2.5的16.1%.OC质量浓度季节特征表现为：冬季[（13.8±8.7）μg ·m^-3] > 春季[（12.7±9.6）μg ·m^-3] > 秋季[（11.8±6.2）μg ·m^-3] > 夏季[（6.5±2.1）μg ·m^-3],EC四季质量浓度水平均较低,范围为0.8~1.5 μg ·m^-3.二次有机碳（SOC）年均质量浓度为（5.4±5.8）μg ·m^-3,四季贡献比例范围为45.7%~52.3%,年均贡献为48.2%,凸显了二次形成的重要贡献.随污染加重,尽管OC和EC贡献比例均降低,但浓度水平却成倍升高,OC和EC浓度在严重污染天分别是空气质量为优天的6.3和3.2倍.与非供暖时段相比,供暖时段PM_2.5、OC和SOC浓度分别增加了14.4%、47.9%和72.1%,体现了OC对供暖季PM_2.5污染的重要贡献.PSCF分析表明,位于北京西南的山西省和河南省部分区域是PM_2.5和OC的主要潜在源区,且PM_2.5潜在源区更为集中;EC的PSCF高值（>0.7）区域较少,主要位于北京南部,如山东省和河南省部分地区,且北京市及周边地区贡献明显.     

区域产业结构转型升级水平与旅游扶贫效率耦合关系——以武陵山片区为例

以武陵山片区42个国家级贫困县（市、区）为案例地,综合运用SBM模型、改进的熵值法与耦合协调模型,揭示产业结构转型升级水平与旅游扶贫效率耦合协调关系的时空演化特征。结果表明:（1）武陵山片区整体及各分片区产业结构转型升级指数均呈波浪式变化,湖北片区、重庆片区以及武陵山片区整体的旅游扶贫效率呈上升态势,而湖南片区和贵州片区略有下降;（2）产业结构转型升级水平与旅游扶贫效率不耦合、不协调的县域单元主要集中在武陵山片区中部,数量逐年减少,实现耦合和协调的县域数量显著增加并向边缘地带形成集聚态势;（3）不耦合失调（类型1）向耦合协调（类型2）转变是核心转变路径,促使类型2的地区数量显著增多,并逐渐在研究区域边缘形成带状分布。研究可为集中连片特困地区产业结构优化升级和跨越贫困陷阱提供参考借鉴。     

典型西南工业城市春冬季PM2.5来源与潜在源区分析——以柳州市为例

为了揭示柳州城区春冬季PM_2.5的来源及其潜在源区分布和贡献,利用2018年24h自动监测数据和气象数据对柳州市大气污染物浓度变化特征进行了分析,并且使用后向轨迹模型（HYSPLIT）对春冬季柳州市PM_2.5逐日72h气流后向轨迹和前向轨迹进行聚类分析,同时结合潜在源贡献因子分析法（WPSCF）和轨迹浓度权重法（WCWT）对其潜在源区和浓度贡献进行了分析.结果显示,（1）在研究期内,不利的主导风向和工业区布局导致研究区PM_2.5在春冬季污染较严重,且工业源和交通源是其主要本地来源;（2）春冬季PM_2.5高值主要来源于西北和东南方向,其中,西北向PM_2.5主要来源于本地排放,且浓度在空间上呈现西高东低的趋势;（3）春季后向轨迹PM_2.5浓度整体大于冬季,春冬季中对柳州市PM_2.5影响最大轨迹均来自东部的短距离输送,而来自西北的气流轨迹输对PM_2.5贡献最低.春冬季柳州市大气PM_2.5通过气流传输对贵州地区大气环境有较大影响;（4）春季,柳州市PM_2.5的主要潜在源区分布在广西东南部、广东中西部、南海沿岸海域、湖南中部、江西西北部、湖北东部及安徽西北部;冬季,主要分布在广西东南部、广东西南部和南海沿岸海域.     

地方环境约束目标对经济增长的影响效应

从2003~2017年中国283个地级市的政府工作报告中,收集了各年度各城市的环境保护约束目标,考察了各类环境约束目标对经济增长的影响.研究发现,对于SO₂等工业污染物的直接约束能够在促使政府提升环境治理力度的同时,释放经济增长红利;关于空气质量优良天数和PM_2.5浓度的间接约束不足以刺激污染型企业转型,且导致经济增长速度放缓.无环境约束将产生正向经济增长效应,但会以环境污染为代价.中间机制检验结果显示,产业结构和环境治理是环境约束影响经济增长的主要传导渠道.在环境保护约束的特征方面,约束目标“加码”将抑制经济增长,设定污染物减排区间更有利于发挥经济增长效应.经济与环境协调度方面,对环境污染物设定约束目标有助于促进经济与环境协调发展,无约束则不利于经济增长和环境保护双重目标的实现.地方政府应在明确设定污染物排放目标的基础上,遵循渐进原则对环境保护约束目标进行调整.     

黑河中下游防风固沙功能时空变化及影响因子分析

黑河中下游是我国重要的防风固沙生态功能区,分析该区域的防风固沙功能时空变化,明确其主要的影响因子贡献,对于指导荒漠化防治、维护流域生态安全十分重要.该研究基于修正风蚀方程(revised wind erosion equation,RWEQ)、一元线性回归斜率分析、灰色关联分析和GIS技术,分析了2000—2017年黑河中下游防风固沙功能动态变化及其影响因子.结果表明:①2000—2017年,黑河中下游年均防风固沙量为3.2×109 t,年均防风固沙功能约为2.44×104 t/km2;防风固沙量总体呈增强趋势,年均增加6.67×107 t,年均变化率为1.85%.②区域防风固沙功能呈现中游较强,向下游递减的空间分布特征,防风固沙功能较高区约占研究区面积的31.54%,一般区占20.77%,较低区(北部荒漠区)占47.69%;甘肃省张掖市和嘉峪关市防风固沙功能呈增加趋势,回归方程系数(slope)为0~26.29%,占总面积的12.51%;额济纳旗东北部和甘肃省高台县中部防风固沙功能呈下降趋势,回归方程系数为-17.17%~0,占总面积的23.30%.③防风固沙功能主要影响因子中,风力因子最主要,贡献率为30.04%,其次为积雪覆盖、土壤湿度、植被覆盖,贡献率分别为24.57%、24.26%和21.13%.研究显示,防风固沙工程应综合考虑气候变化、植被覆盖、土壤特性及人类活动的复合影响,实行具有空间差异化的方案.      

颗粒物分界层Mie散射激光雷达识别的sigmoid算法

基于成都市2013年6月~2015年5月期间由Mie散射激光雷达探测的大气消光系数廓线资料,发现混合层以上在颗粒物消光和分子消光之间一致存在一个S型的过渡区,利用sigmoid函数对此分布形态进行模拟,通过计算该函数上下曲率最大点所在的高度,据此提出了颗粒物分界层Mie散射激光雷达识别的sigmoid算法.针对该算法模拟效果的分析表明,颗粒物分界层过渡区附近大气消光系数理论廓线和实测廓线保持了高度的相关性,二者在春夏秋冬四季的相关系数（R）分别为0.9971±0.0052、0.9935±0.0167、0.9979±0.0038和0.9990±0.0021（均通过α=0.05的显著性检验）.基于sigmoid算法计算的颗粒物分界层过渡区与成都市温江站探空资料得到的逆温层之间存在很好的对应关系.     

A Variance Estimator for Constrained Estimates of Change in Relative Categorical Frequencies

Consistent estimators of change and state becomes an issue when sample data come from a mix of permanent and temporary observation units. A joint maximum likelihood estimator of state and change creates estimates of state that depend on antecedent viz. posterior survey results and may differ from estimates of state derived from a single-date analysis of the sample data. A constrained estimator of change in relative categorical frequencies that eliminates this potential inconsistency is proposed and a model based estimator of their sampling variance is developed. The performance of the constrained estimator is quantified against six criteria and a joint maximum likelihood estimator in simulated sampling from 15 populations with three combinations of permanent and temporary samples, four to six categorical class attributes, and constant size between sampling dates. Bias of the constrained estimators was negligible but larger than for joint maximum likelihood estimators. Mean absolute deviations and variances of constrained estimators were generally at par with the joint estimators. Constrained estimators of root mean square errors and achieved coverage of nominal confidence intervals of constrained estimators were occasionally better. A generalized variance function for the constrained estimates of change is provided as a computational shortcut.