效应范文10篇

一、数据来源、季度数据与不变价格数据处理

数据来源与不变价格数据的处理中国居民的样本数据包括人均消费性支出、人均可支配收入、住房资产、金融资产、定基价格指数、利率。数据主要来源于《中国统计年鉴》1990~2011年各期、中宏数据库和EPS数据库，样本数据覆盖1995第一季度至2009年第四季度。居民金融资产包括，储蓄存款、股票和社会保险账户。社会保险账户包括，医疗保险、失业保险、基本养老保险、生育保险和工伤保险。人均拥有住房资产额=人均住房面积×商品房住宅平均销售价格。人均拥有住房资产额=农村人均拥有住房资产额×乡村人口比重+城镇人均拥有住房资产额×城镇人口比重。人均社保基金余额=当年五项社保基金累计结余额÷全国人口数。其4.2对居民消费粘性系数x的测算利用公式，分别采用收入和总资产、收入与金融资产、住房资产和金融资产和住房资产四种组合作为工具变量，利用两阶段TSLS回归模拟得到居民消费粘性系数x。表2说明，只有在选择总资产增长率、金融资产和住房资产等两种情况下（不带截距项的情况下），两阶段TSLS回归的效果较理想。dCtg=α0+αdTA(t-1)g。

二、住房资产与金融资产的即时和累积财富效应的比较检验

1数据平稳性的ADF检验对住房资产和金融资产进行ADF检验，发现金融资产的水平值不满足平稳性条件，但是金融资产的1阶差分值满足平稳性条件。为保持一致性，本文将公式中的所有变量均取1阶差分值，这样公式转换为公式：dCtg=α0+α1dWf(t-1)g+α2dWh(t-1)g公式中的系数α1、α2在此发生了变化，它不再是MPC的涵义，而是近似看作为消费变化对资产变化的弹性。ADF检验可见表4的结果，所有检验变量均在1%的显著水平上平稳。

2财富效应的即时效应与累积效应的测度（弹性）及比较由于本文使用TSLS方法得到的效果不理想，在这里使用广义矩估计GMM法并用公式进行估计。该方程使用人均可支配收入、实际利率作为工具变量。通过拟合得到如下方程方程：dCtg=-0.0194dWf(t-1)g+0.0296dWh(t-1)g+[ar(1)=-1.351,ar(2)=-1.509,ar(3)-1.784,ar(4)=-1.682,ar(5)=-1.427,ar(6)=-1.199,ar(7)=-0.686,ar(8)=-0.247]该方程残差检验表明不存在自相关，各变量系数的T值除金融资产在6%的显著水平上成立外，其他均在1%的显著水平上成立。方程的拟合优度为0.61。对公式的滞后期限进行调整后得到的结果与公式相比没有显著改善，因此在拟合方程时仍采用滞后1期。从数据上看，住房资产的直接财富效应（0.0296%）要高于金融资产的直接财富效应（0.0194%），且住房资产的财富效应的变动方向与消费的变动方向相同，而金融资产财富效应的变动方向与消费的变动方向相反，但是两者对消费的作用都很微弱。从累积财富效应看，住房资产的财富效应（0.3018%，0.3015%）同样高于金融资产的财富效应（0.1978%，0.1976%）。

三、结论

随着金融全球化的发展，国际资本流动加速，国际金融业购并重组，引起了金融活动和金融机构在金融中心高度集聚的现象。世界范围内形成了以纽约、伦敦和东京等国际金融中心为代表的三大国际金融集聚区。中国也出现北京金融街、上海陆家嘴金融集聚区等。从我国的实际情况看，不同地区金融发展存在不平衡现象，而这种分布形成的动态过程与最终的静态结果，都与金融集聚与扩散紧密相关。金融集聚以良好的经济基础为后盾，同时通过集聚效应、规模效应的发挥，对区域经济的发展产生深刻的影响。由此可见，金融集聚是现代经济发展的必然结果和切实需要，在全球化、信息化和跨国企业发展的宏观背景下，金融集聚效应的研究对促进区域经济协调发展具有非常重要的现实意义。

一、金融集聚概述

（一）金融集聚的含义及特征金融集聚的涵义是指在金融市场发展过程中金融产业的参与者依照市场经济准则，在特定地理空间范围内形成的相互联系，从而使该地区无论是金融机构密集程度还是金融机构的种类都普遍高于平均水平的现象。宗晓武(2008)认为，金融集聚具有空间性、复合性、成长性、层次性和递进性等特征[1]。而本研究认为，金融集聚具有经济性、地域性和复合性三个特征。研究金融集聚的特征，有利于更好地把握金融集聚的内涵。

（二）金融集聚形成的主要原因金融集聚形成的原因是国内外学者研究的热点之一。一方面，Kindleberge（r1974)认为，金融市场组织中存在着规模经济，形成了金融市场的集聚力量，同时局部信息与地区不同都是金融市场集聚的主要原因[2]。另一方面，Martin(1999)则由不同金融机构的区位分布情况得出：如果市场潜力的空间分布是不均匀的，在不考虑价格竞争的情况下,将产生银行的集聚[3]。这些理论从不同视角分析了金融集聚产生的原因,并对此问题提供了较好的解释。不足之处在于其缺乏动态的考察过程,从而很难揭示金融集聚内在动因的动态特征。

（三）金融集聚与区域经济增长的关系近年来，随着我国经济的飞速发展，许多发达城市产生了金融集聚的现象，因此，很多学者对金融集聚与区域经济增长的关系进行了研究。张凤超和王亚范(2000)认为区城金融成长内含于区城经济发展状态的形成和变化过程之中，为区域金融成长提供成长条件和空间；同时，区城金融成长的水平和能力也为支持该地区区域经济发展提供内在动力[4]。而刘军和黄解宇等(2007)的研究显示金融集聚通过金融集聚效应、金融辐射效应以及金融功能三个方面影响经济增长[5]。综上所述，可以看出，这些学者对金融集聚对区域经济增长的促进作用做了比较透彻的分析，但其对经济增长产生的消极影响研究较少，对此问题研究的不够全面。因此，本研究将对此进行更进一步的分析研究。

二、金融集聚模式及其影响因素

1、国际投资引致生产要素跨国移动

单纯的国际贸易，主要是商品的跨国移动，只有国际投资，才有可能形成生产要素直接的和大量的跨国移动。在土地、资本、劳动三种生产要素中，除土地之外，资本和劳动都能在国际之间自由流动。

国际投资，即国际间的资本转移，指的是货币资本和贷款资金从一国流向他国。任何国家或地区要发展经济，必须积累资本。积累资本一种方法是国内储蓄，由储蓄转化为投资；另一种方法就是吸引外资，包括国际贷款和外商直接投资。在经济不发达国家，由于人均收入水平较低，储蓄能力受到限制，资本积累紧缺。在这种情况下，只有外来商品能形成入超现象，国内资本积累才有可能不减少当前消费。但是，入超国家又必须清偿入超商品的资金。由于资本积累不足，只有依赖外国贷款。而能否得到外国贷款，又取决于两国利率之间的差异，即债务国的利息必须高于债权国的利息。所以，国际投资的驱动因素是各国之间利率的差异。至于外商直接投资，则取决于生产成本、市场需求、预期回报率、投资环境和相关优惠政策等多种因素。

国际间的劳动要素的转移，主要取决于劳动价格，即取决于平均工资水平，比如某种类型的劳动在美国的工资率高于墨西哥，就成为墨西哥人跨越国界的经济动机。一般说来，发展中国家工资偏低，移民倾向尤甚。其次，劳动要素转移还取决于劳动者拥有的数量。在一个劳动资源相对过剩的国家，很容易引发向劳动资源稀缺的国家移民的动因。当然，国际投资也会引起发达国家向发展中国家的劳动要素转移，但毕竟属于少量，而且大多是伴随着技术引进，随同设备和资金的技术人员配套转移。而且，这种转移大多带有临时性质。一旦投资项目完成，随行技术人员又会回归本土。

国际投资实现生产要素转移的微观载体是跨国企业。投资的始初动机是以谋求利润最大化为目的生产和经营。建立跨国企业伊始是资本运营，购进设备和技术，又实现了物质生产要素的转移，招聘经营人员和企业员工，又实现了劳动要素转移。可见，国际投资是生产要素跨国移动的第一推动力，跨国企业的规模和数量是鉴定生产要素移动的基本尺度。

生产要素跨国移动有两大效应：

摘要通过油菜“3414”田间试验结果，建立了氮磷钾三元二次综合效应及一元二次效应模型。两效应模型方程的相关系数、复测定系数显著，表明该方程用于类似肥力类型土壤油菜施肥量的推荐可靠。根据当地肥料及产品价格，三元二次方程推荐的最佳施肥量为：纯氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化钾1.34kg/667m2，最佳产量182.85kg/667m2；一元二次方程推荐的最佳施肥量为纯氮15.8kg/667m2、五氧化二磷7.2kg/667m2、氧化钾3.4kg/667m2，最佳产量187.7~191.5kg/667m2，氮磷钾比为1.00:0.45:0.22。

关键词“3414”；油菜；肥效试验；施肥模型；安徽黟县

为探索黟县主要土壤类型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，进行了“3414”肥效试验[1-2]，现将结果总结如下。

1材料与方法

1.1试验概况

试验设在黟县农业技术推广所农户承包田位于东经117°53′51.57″，北纬29°54′29.01″，海拔194m，为近代山河冲积物发育的潴育型水稻土。该田块土层较厚，质地中壤，灌排良好，土壤有机质36.82g/kg，pH值5.5，碱解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效钾（K）72mg/kg。主要为油、稻连作，前茬水稻常年单产550kg/667m2左右。供试作物为杂交油菜品种丰油9号。供试肥料：山东省滕州化工厂生产的尿素（含N46%）；铜官山化工总厂生产的普通过磷酸钙（含P2O512%）及进口氯化钾（含K2O60%）。

一、幽默广告的传播效应

幽默广告独特的美学特征和审美价值，能促进广告信息的传播。

1.幽默广告符合当代人的心理需要。当今时代的设计，已摆脱传统单一思维的束缚向多元化的沟通发展，并唤起受众的参与和介入，其新颖而多样化的表现方法，体现了当代设计求新、求异、求奇的设计理念，是变化的、富于人性的设计风格。幽默广告反映出当今时代的设计特征，其最大的特点是娱乐性，与当代文化的大众化趋势相一致。因为社会的竞争压力越来越大，幽默就是最好的精神调节剂，它可以减少人们的压抑与忧虑，给人一种轻松愉快的感觉。幽默广告将深层寓意包含在风趣、机智和戏谑中，使人们在轻松愉悦的精神享受中不知不觉地接受对方观点。

2.幽默能淡化广告的直接功利印象。创造幽默，从美学上讲，最基本的前提是使心灵摆脱与事物间的功利关系，尽可能地使心灵处于审美观照和自由的状态。商品交易的功利性让消费者容易产生一种抵抗、怀疑的情绪，幽默广告将创意主体的敏锐和巧思通过轻松诙谐的情节表现出来，使广告充满了浓郁的感情色彩和艺术的美感，从而淡化了广告的直接功利印象，让人们在艺术的感染和享受中潜移默化地接受广告的信息，达到自然传播的默契。

3.幽默广告能加深受众印象、形成记忆识别。消费者购买心理的全过程，是广告创作的基本原则之一。1898年，由美国E.S.刘易斯最先提出AIDMA原则，其含义为：A(Attention)引起注意；I(Interest)产生兴趣；D(Desire)培养欲望；M(Memory)形成记忆；A(Action)促成行动。也就是说，在广告创作中必须有意识地贯彻引人注目的信息，使人产生购买欲望，并形成记忆，最终转变为购买行动的原则，这样才能创作出最有效的广告。幽默广告的戏剧性、故事性很强，能有效地吸引消费大众对广告的注意力，诱发他们的购买欲望。

4．幽默能提升广告的品位。在黑格尔的美学体系中，他认为幽默是创作主体的一种才能，是用智慧使客观内容达到充分的主观性的表现，并有丰富而深刻的精神基础的美感特征。幽默广告是智慧的结晶，它具有的艺术性、情趣性和思想性体现出事物底蕴的深刻积淀。幽默广告运用诙谐幽默的语言以及经过艺术处理的富有感染力的形象，创造出某种夸张的、具有戏剧性的故事情节，使广告成为一种高品位的艺术作品，从而能使受众得到美的享受。同时，幽默广告还必须服从于整体营销策略，应该为商品树立积极向上的形象。

摘要：运用协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术，对我国财政政策与实际经济变量之间的影响关系进行分析，我们发现：财政政策变量与实际GDP、私人投资存在显著的协整关系，而且财政支出对实际经济在长期均衡关系上呈显著的正向影响。而动态分析则表明，财政支出对实际经济、私人投资影响显著，这意味着通过变动财政政策对稳定经济可以在短期内收到明显的成效。关键词：财政政策冲击，动态效应，私人投资，实际GDP一、引言从1998年以来，为了应对亚洲金融危机、世界经济下滑以及国内需求不足等问题，我国政府连续5年实施了积极的财政政策，包括：连续发行长期建设国债，大规模增加基础设施投资；调整收入分配政策，扩大消费需求；扩大政府采购规模；调整税收政策和财政支出结构，鼓励和扩大投资、消费和出口。这些政策的实施对我国经济增长起到了积极的效应。但是，关于积极财政政策效果的讨论一直没有停止过，中国社科院财贸经济研究所课题组的研究表明，积极财政政策的实施对投资、消费和出口等方面都有明显的拉动效应，还有一些学者的究表明，积极财政政策对经济增长不仅没有发生挤出效应，而且有挤入效应；但另外一些学者从债务的可持续性以及财政的稳定性出发，指出过度积极财政政策的实施会对经济的长期稳定和增长构成威胁。对于宏观经济的运行，经济学家们认为把宏观经济系统看成是一个动态的、随机性系统的观点是十分有益的，它是现在和过去各种冲击的反应，因此，按照这个观点，向量自回归(VAR)模型自然也就成为一个非常合适的实证分析工具。一些学者的调查表明，用VAR模型分析宏观经济政策冲击在国际上是一个相当有价值的方法，并且也取得了丰富的研究结果。鉴于此，本文利用向量自回归模型(VAR)和基于VAR模型的协整检验、脉冲响应函数和方差分解等计量方法对财政政策冲击动态效应进行了分析。我们主要关注两个问题：一是财政政策变量与实际经济、私人投资等的长期关系；二是财政政策冲击的动态效应。这两个问题的研究，无论是对于政策实施效果的把握还是对政策目标的及时调整均有着重要的现实意义。二、财政政策效应的理论分析财政政策效应的理论分析可以概括为对凯恩斯主义和非凯恩斯主义政策含义的阐述。凯恩斯主义认为经济在达到充分就业水平前，总供给曲线是向上倾斜的，而在充分就业水平时，总供给曲线则是垂直的。在凯恩斯看来，不稳定性是资本主义市场经济所固有的，经济低于充分就业的状态可能持续相当长的时间。因此，凯恩斯认为以相机抉择的财政政策和货币政策为手段的政府干预，能够使这种总体不稳定性得到纠正，并使经济在充分就业水平上保持稳定。在凯恩斯的财政政策理论中，政府支出和税收是两个主要的政策手段。关于政府支出对实体经济的效果，凯恩斯主义以消费函数加以说明，认为当期消费决定于当期收入，这样，政府支出的增加将导致居民收入的增加，收入增加又导致消费增加，而消费增加将再次导致收入的增加，因此，一次财政支出的增加将使收入呈倍数增加，即乘数效应。乘数的大小取决于居民的边际消费倾向、宏观税率、边际进口倾向。货币主义认为经济的稳定性是固有的，当经济受到某种干扰后会很快恢复到处于自然失业率水平的长期均衡，正统的货币主义者对积极的稳定政策提出质疑。弗里德曼(1957)的持久收入假说对税收变化对刺激需求的作用提出了质疑，认为消费依赖于持久的收入，而不是暂时的收入，由于税收变化并不影响持久收入，因而至多只有微弱的乘数效应。因此，在弗里德曼看来，财政政策只在短期内能够影响产量和就业，但就长期而言，财政扩张不过代替和挤出了某些私人部门的投资，实际收人仍保持不变的自然率水平上。70年代新古典主义者发动了“理性预期革命”，他们的财政政策含义是，财政赤字的扩大，政府将来必然会增加税收，弥补赤字。如果民间经济主体是理性的，并且信息是完全的，消费者就会抑止当前的消费，将收入储蓄起来，留到将来政府增加税收时用来交税，消费者这种理性的行为将降低财政政策的效果。从上面的分析可以看出，凯恩斯主义者对积极财政政策效应持的是肯定态度，而非凯恩斯主义虽然承认财政政策具有短期效应，但对长前效应却持有否定的观点，尤其是货币主义认为长期上财政扩张不过是挤出了私人部门的投资。显然这些不同的政策主张只能通过实证分析来加以检验。三、我国财政政策冲击效应的动态分析我们选择四个变量：实际GDP(用符号Yt表示)、财政支出(GIt)、宏观税收(Tt)和私人投资(PIt)。其中宏观税收(Tt)用各种税收总额作为变量，私人投资(PIt)用按投资资金来源分类的统计报表中自筹资金、企事业单位自有资金、银行贷款、债券和其它来源资金合计作为变量。这些变量均采用季度时间序列，样本范围为1998年第1季度到2003年第4季度，样本数据来自国家信息中心的数据中心网站和《中国人民银行统计季报》，部分数据是通过把月度数据折算为季度数据得到的。这里只用了6年24个季度数据，主要是受限于投资资金来源的详细月度数据在统计报表中仅从1998年开始的，而冲击反应分析不宜用年度数据的结果。上述各序列均采用X11季节调整程序进行了季节调整，并进行了对数变换。1．单位根检验、协整关系检验由于VAR模型的分析结果严格依赖于随机扰动项为白噪声序列这一假设条件，因此，我们首先必须对各序列进行单位根检验和协整关系检验。并且，通过协整检验我们也可以对所考察变量之间的长期均衡关系进行研究，这也是本文的目的之一。表1给出了单位根检验的ADF统计量、PP统计量和1%水平的临界值，根据表1的结果可知，在1%的显著水平下，4个时间序列均不能拒绝“存在单位根”的原假设，因此，这4个变量在水平值上都是非平稳的，我们继续对这4个时间序列的1阶差分进行单位根检验，可以发现这4个变量都是差分平稳的(检验结果略)。因此，可以判断所考察的4个时间序列都是1阶单整的。下面我们对这4个变量进行协整关系检验，设四维随机向量为：Xt=(Yt，GIt,Tt，PIt)''''，它的P阶VAR模型为：其中εSt是无序列相关的残差序列，T是样本容量。可以将上述模型表示为：如果上述模型中矩阵∏是降秩的，即0<rank(∏)=r<4，则称向量Xt的各个分量之间是协整的，这时存在列满秩矩阵α4×r，和β4×r，使得∏=α4×rβ4×r''''。这时称民：，矩阵的每一列为协整向量，即它们作为系数可以使得p，x是平稳的。我们利用基于VAR模型的Johansen特征根检验判断随机序列之间的协整性，并且获得显著性最高的协整组合。表2给出了变量Yt，GIt，Tt，PIt的协整关系检验结果(仅给出了第一、第二大特征根)。从表2的检验结果可知，在1%的显著水平下协整秩为1，即存在一个显著的协整向量，将协整向量标准化(取第一个分量为单位1)后，可以得到如下协整关系：其中协整系数下面括号内数值为标准差，ut为平稳时间序列。由于经济时间序列的协整关系不仅可以有效地解决利用非平稳时间序列建立模型所有可能产生的伪回归问题，而且它一般具有明显的经济含义，它表示这些变量之间存在着共同的趋势，具有长期的均衡关系，因此，我们可以利用协整关系检验判断变量Yt，GIt，Tt，PIt之间长期的关系。上述4个变量的协整关系检验结果表明，在1%显著水平下，变量之间存在着长期均衡的关系，这意味着实际GDP、财政支出、私人投资及宏观税收之间存在长期的相互作用关系。财政支出与实际GDP成正向变动，而且参数显著，说明扩张性的财政支出对促进拉动经济较为有效，同样私人投资也与实际GDP成正方向变化，而且相对财政支出对经济的拉动效应更有效，而税收和实际GDP成反方向变动，但参数不显著，这说明税收的变化对实际GDP的影响不明显。自从1998年以来我国的财政支出一直呈上升趋势，从上述的协整关系可以看出，这一政策的实施对解决国内需求不足的问题是能够得到统计检验支持的。但我们也发现，自1998年开始，宏观税率也一直呈现上升趋势，即宏观税收相对于GDP上升速度更快，这必然会对积极财政政策目标的实现带来一定的负面影响，不过从上述检验的结果看，这种影响不会很大。以上的长期均衡关系检验仅是本文目的之一，下面我们对财政支出冲击的动态效应进行分析，所采用的模型是基于VAR模型的脉冲响应函数分析和方差分解技术。2．财政支出冲击的脉冲响应分析脉冲响应函数刻画的是在扰动项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响到这个变量的本身，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它所有的内生变量。由方程(1)得到的向量移动平均模型(VMA)为：其中Ψp=(Ψp,ij，为系数矩阵，p=0，1，…。则对yj的脉冲引起的yi的响应函数为：Ψ0,ij，Ψ1,ij，Ψ2,ij，…。下面我们分别给财政政策变量一个标准差的冲击得到的脉冲响应函数图，横轴表示冲击作用的滞后期数(单位：季度)，纵轴表示脉冲响应函数值，代表了财政政策冲击造成的反应。图中的实线为脉冲响应函数值随时间的变化路径，两侧虚线为响应函数值加、减两倍标准差的置信带。由于税收冲击对实际GDP影响较弱，脉冲响应函数值在横轴附近轻微波动，因此这里我们只给出财政支出冲击对实际GDP、私人投资影响的脉冲响应函数图。[1][2][][]图1是对财政支出的冲击引起的实际GDP变化的响应函数。从图1中可以看出，当本期给财政支出一个冲击后，实际GDP在前3期增长较快。这主要是因为在国民收入核算(SNA)的支出法中，投资是国民收入的一个主要部分的结果，由第3期到第4期开始快速回落，然后再缓慢上升，到第7期达到最大，并且呈现出长久效应的特征。这段时期的效应应该是财政支出对实际经济的拉动效应的真实体现，同时也说明了以基础设施投资为主的财政支出存在滞后效应。总之，在通货紧缩时期，通过连续地给财政支出冲击对解决内需不足和促进实际经济增长是能够得到统计检验支持的。图2是由财政支出的冲击引起的私人投资变化的脉冲响应函数图。从2中可见，当给财政支出一个冲击后，在私人投资水平在前两期呈下降特征，尤其是从本期开始到第2期呈快速下降，然后开始逐渐回升，到第5期到达最大值，然后逐渐回落，到第8期后又开始微微上升。对于上述现象，我们认为，短期的挤出效应是由于政府在向企业、居民和商业银行借款来实行扩张性政策时，增加借贷资金需求同私人部门资金竞争，从而导致了短期私人投资水平的下降结果。但是，由于我国近些年来的财政支出的重点是加大对基础设施的投资，在国民经济发展较快时，如果基础设施跟不上经济发展的需求，它就会对经济发展形成“瓶颈”制约，此时加大基础设施建设不仅可以改善投资环境，降低私人部门的投资成本，刺激私人投资。同时政府在基础设施领域的投资还会对与之关联的钢铁、水泥、建材和部分机械制造业带来辐射效应，从而形成新的、有利的投资机会，这也会引致私人部门投资。当政府投资对私人部门投资的这种拉动效应大于因政府投资导致利率上升的挤出效应时，它就会在经济中综合地表现为对私人投资的挤入效应。因此，我们从图2看到从第3期到第8期财政支出冲击对私人投资具有明显的拉动效应。3．各变量对实际GDP和私人投资贡献率分析下面我们利用方差分解技术来分析各种冲击对实际GDP和私人投资的贡献率。方差分解是Sims于1980年提出的一种描述系统动态的方法。脉冲响应函数是追踪系统对一个变量的冲击效果，而方差分解则是将系统的均方误差(MeanSquareError)分解成各变量冲击所做的贡献。通过将一个变量冲击的均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的贡献占总贡献的比例，可以了解不同变量的相对重要性。方差分解模型为：其中，Ψa,ij是脉冲响应函数σij，是白噪声序列第j个分量的标准差，yit是自回归向量的第i个分量，RVCij(S)表示第j个分量对第i个分量的方差贡献率。方差贡献率大小的经济含义是，如果RVCij(S)较大则意味着第j个分量对第i个分量影响较大；反之则反是。下面我们分别给出了各变量对实际GDP和私人投资的贡献率的合成图。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：季度)，纵轴表示对应于不同滞后期各变量的贡献率。我们首先给出了各变量对实际GDP贡献率的合成图3，从中可以看出，如果不考虑实际GDP自身的贡献率(自我累加效应)，则私人投资对实际GDP的方差贡献率最大，而财政支出和税收的贡献率则较小，这个结果和我们的协整检验结果基本相同。说明私人投资对实际GDP拉动效应较财政支出对实际GDP直接的乘数效应要大得多，这也预示着财政支出政策的制定必须考虑对私人投资的间接影响，而不仅仅是财政支出自身对实际GDP的直接影响，这是把握财政政策效应的一个关键问题。下面我们进一步分析各变量对私人投资方差贡献率，在图4中，如果不考虑私人投资自身的贡献率，我们会发现对私人投资影响最大的是实际GDP，对这一点不难理解，即投资取决于收入。除此之外，宏观税收对私人投资影响比财政支出影响作用大。因此，通过上述方差分解分析，我们得到两点启示：1、考察财政政策效应的关键是看对私人投资的影响，这也预示着财政政策的制定必须首先着眼于对私人投资的效应；2、私人投资对宏观税收的敏感程度要相对高于对财政支出的敏感程度，这也是在政策制定时必须注意的一个问题。四、实证检验的基本结论通过季度时间序列，利用基于VAR模型的协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术，对我国财政政策与实际经济变量之间的长期均衡关系和动态影响进行了分析，得到以下几点结论：首先，我们发现在实际GDP、财政支出、私人投资和宏观税收之间存在显著的协整关系，其中财政支出和私人投资均对实际GDP具有显著的正向影响，这和凯恩斯主义理论相吻合。但从长期看，宏观税收对实际经济的影响不显著，这一点和非凯恩斯主义观点相一致。因此，通过调整财政支出来稳定经济的政策能够得到统计检验支持。其次，脉冲响应分析表明，扩张性的财政支出对于拉动实际经济具有明显的长久效应，但对私人投资在短期内具有挤出效应，这正是政府在向企业、居民和商业银行借款来实行扩张性政策时，增加借贷资金需求同私人部门资金竞争，从而导致了短期私人投资水平的下降直接体现。但是从长期均衡关系上看，财政支出对私人投资则具有拉动响应，这是政府以基础设施领域为重点进行投资引致的私人投资增加与利率上升导致对私人投资挤出两种效应的综合效应。第三，通过对各变量对实际GDP和私人投资重要程度分析的表明，相对于财政支出，私人投资对实际经济的影响作用更大，而私人投资对宏观税收的敏感性要强于对财政支出。最后，根据本文的检验结论，针对目前我国宏观经济局部过热问题，政府通过调整财政支出结构、减少部分基础设施投入等宏观调整政策是有理论根据的，而且在短期内(2—3个季度)应该有明显成效。但是由于财政政策的乘数效应相对于私人投资对实际经济的效应小，因此，在由积极财政政策向稳健财政政策转变过程中，必须关注财政政策对私人投资的间接影响，而不是仅仅关注财政政策自身对实际经济的直接影响。除此之外，财政政策的调整还必须注意，由于我国幅员辽阔，各区域在基础设施存量上的差异，财政政策效应本身又存在区域非均衡特征，因此，在财政政策的调整上，不仅在各行业上应该区别对待，实行“有保有压”，而且在地区上也应该实行“有保有压”的财政政策，这样才能保证政府提出的由积极财政政策向稳健财政政策转变的顺利实现。

摘要通过油菜“3414”田间试验结果，建立了氮磷钾三元二次综合效应及一元二次效应模型。两效应模型方程的相关系数、复测定系数显著，表明该方程用于类似肥力类型土壤油菜施肥量的推荐可靠。根据当地肥料及产品价格，三元二次方程推荐的最佳施肥量为：纯氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化钾1.34kg/667m2，最佳产量182.85kg/667m2；一元二次方程推荐的最佳施肥量为纯氮15.8kg/667m2、五氧化二磷7.2kg/667m2、氧化钾3.4kg/667m2，最佳产量187.7~191.5kg/667m2，氮磷钾比为1.00:0.45:0.22。

关键词“3414”；油菜；肥效试验；施肥模型；安徽黟县

为探索黟县主要土壤类型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，进行了“3414”肥效试验[1-2]，现将结果总结如下。

1材料与方法

1.1试验概况

试验设在黟县农业技术推广所农户承包田位于东经117°53′51.57″，北纬29°54′29.01″，海拔194m，为近代山河冲积物发育的潴育型水稻土。该田块土层较厚，质地中壤，灌排良好，土壤有机质36.82g/kg，pH值5.5，碱解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效钾（K）72mg/kg。主要为油、稻连作，前茬水稻常年单产550kg/667m2左右。供试作物为杂交油菜品种丰油9号。供试肥料：山东省滕州化工厂生产的尿素（含N46%）；铜官山化工总厂生产的普通过磷酸钙（含P2O512%）及进口氯化钾（含K2O60%）。

种质资源是玉米育种的物质基础，长期以来育种家对现有种质资源做了大量研究，选育了不少优良品种，为玉米生产发展做出巨大贡献。目前，我国仍存在育种用种质基础狭窄问题，改良、创新和拓展种质资源仍然是当前玉米育种的主要方向［1～5］。理论和实践证明［6～10］，辐射诱变育种是一种有效拓展玉米种质基础的途径。诱变产生的突变率是自然突变率的100～1000倍，可导致基因突变、染色体结构和数目的变异及细胞质突变(叶绿体、线粒体等)，筛选出自然界尚未出现和很难出现的基因型［11］。强化辐射诱变技术的利用有望突破玉米育种瓶颈，选育出更加优良的玉米自交系和杂交种。玉米自交系R08和48－2是四川农业大学玉米研究所选育的近年在生产上利用广泛的优良骨干自交系，组配了川单14号、正红2号等十多个优良杂交种，为西南地区玉米生产发展做出了重要贡献。育种实践证明，这2个玉米自交系具有优良的遗传基础，为此，四川农业大学农学院利用60Coγ射线处理R08和48－2风干种子，以期从中选育具有利用价值的新系，目前已育成101份新诱变自交系［12］。本研究以部分诱变系为材料，对诱变系主要农艺经济性状的配合力进行比较研究，进而评价这些新选系的育种利用潜力，为诱变系的进一步改良和利用提供理论依据。

1材料与方法

1.1供试材料

被测系P2分2组共24份材料，R08组以R08及其9份诱变系，48－2组以48－2及其13份诱变系，诱变系是在四川省原子核应用技术研究所经150、200和250Gy3个剂量的60Coγ射线辐照处理R08和48－2种子后，由四川农业大学农学院连续自交3代选育得到的M4选系。以生产上广泛利用的玉米骨干自交系P178、郑58、156、K169、K318、21－ES、昌7－2、698－3、K305为共同测验种P1(R08组的测验种不包括自交系156)。R08诱变系编号分别为11至19，48－2诱变系编号分别为21至33。

1.2试验方法

2008年冬季按不完全双列杂交设计，分别组配80个(即8×10)R08组和126个(即9×14)48－2组杂交组合。2009年春季分别种植R08组和48－2组F1杂交组合，2组试验独立进行，均采用随机区组设计，3次重复，单行区，行长3.5m，行距0.8m，窝距0.5m，每行7窝，每窝定苗2株，种植密度49500株/hm2，施肥与田间管理同大田生产。参照国家玉米区域试验记载和测定标准，每小区选中间10株进行田间调查和室内考种。田间考查性状:吐丝期(d)、株高(cm)、穗位高(cm)，室内考种性状:穗长(cm)、穗粗(cm)、秃尖长(cm)、穗行数、行粒数、粒深(cm)、百粒重(g)，出籽率(%)和单株产量(g)。

1前言

近年，系列位置效应研究又成为记忆研究的热门话题。这与近因向首因效应转换的发现有关。近因向首因效应的转换是指随学习和测验时间间隔的增加对项目表中前面项目的记忆改进，而对后面项目的记忆变差。最早由Wright等人（1985年）提出。涉及的刺激材料有图形和词句；此现象不仅成人而且猴子、婴儿也有报道；此外，在运用探测项目是否识别的范式和运用4择1的系列位置确认范式中都观察到这种效应（Cornell等，1983年、Neath,1993、Neath和Knoedler,1994、Wright,1998、Korsnes等，1996等）。因此，这种随延缓的增加，近因效应与首因效应相对优势的变化被看成是独立于刺激材料和范式的记忆的一个基本特征。

但是，Kerr等人(1998)发现运用鉴别范式的研究中反应频率的分布存在明显偏差。0s保持间隔被试反应偏向最后面的系列位置，10s保持间隔反应则偏向最前面的系列位置。当反应偏差纠正后，近因向首因转换消失，从而提出是反应偏差造成该现象，它不是潜在的记忆机制。

如果真是反应偏差造成，那么在自由回忆范式中就不应该有近因向首因转换。假如这种效应是独立于刺激材料和范式的记忆的一个基本特征，那么在自由回忆的范式中也应该有近因向首因转换。因此本研究试图探讨自由回忆范式是否存在近因向首因转换的现象。此外，对具有形音义结合体特征的汉字是否具有近因向首因转换也是感兴趣的问题。由于这两个变量都是以往研究中没有涉及的，故在材料类型中也选用了英文大写字母，便于对两种变量加以区别。

2材料和方法

2.1实验1汉字自由回忆中近因效应与首因效应的转换

摘要：在当今社会中，无论是经济的稳定协调发展，还是社会结构的变革与适应，都离不开保险业的作用。随着市场的扩大和人们思想观念的转变，保险业发展的经济效应、社会稳定及协调发展效应愈加明显。文章从保险业发展的经济效应和社会效应两方面对山西保险业发展的功能进行了评述。

关键词：保险业经济效应社会效应山西

在构建社会主义和谐社会的过程中保险业大有作为。第一，发挥经济助推器的作用，通过风险管理和损失补偿，为人们的创新与发展提供有利支持，可以不断增强全社会的创造活力。第二，发挥社会稳定器的作用，通过养老和健康保障，保险可以解决人们生活的后顾之忧，促进社会的协调稳定。

一、保险业发展的经济效应

1.经济补偿效应。保险是分摊意外损失的一种财务安排，通过向所有被保险人收取保险费来补偿少数被保险人遭受的意外损失。因此，少数不幸的被保险人的损失由包括受损者在内的所有被保险人分担。作为一种集合和分散风险的机制，随着业务范围的拓展和保险经营技术的提高，经济补偿效应将逐步得到充分发挥。

近年来,自然灾害发生频率较高，重大安全事故也时有发生，人民生命和财产多次遭受重大损失，保险业义不容辞地担负起了经济补偿的重任，为灾后重建、恢复生产贡献了自己的力量。特别是在1998年特大洪灾和2003年非典、2005年禽流感及重大煤矿事故中,保险业及时赔付，有效地恢复了生产和安定了人民生活。同时，越来越多的企业、个人把商业保险作为养老、医疗保障和企业风险管理的重要手段。据统计，2004年山西省保险业支付各类赔款及给付保险金达到19.7亿元，2005年达到20.08亿元，2006年达到25.27亿元，2007年达到52.5亿元。例如，2004年8月18日，大同合成橡胶集团发生的特大爆炸事故，生产线遭受严重毁坏。人保财险山西分公司接到报案迅速赶到现场。经过初步查勘后，立即支付预付赔款400万元。并于2004年12月24日经公估机构里算后，向大同橡胶集团支付赔款869.59万元，使该受灾单位迅速恢复生产和经营。2004年10月7日，山西运城虹桥旅行社承办的旅游团发生严重车祸，造成3人死亡、8人重伤、12人轻伤的恶性事故，人保财险山西分公司支付旅行社责任险赔款125万元。2008年3月9日，阳泉市平定县山西海祥煤业有限公司井下发生了一起严重火灾事故，造成6名矿工窒息死亡。大地保险阳泉中心支公司接到报案后，加大理赔“绿色通道”的开放力度，及时支付保险赔款120万元。