DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 我国消费者公益诉讼现状及其面临的问题 (一) 我国消费者公益诉讼的实施现状 我国自2012年修改《民事诉讼法》以及2013年修改《消费者权益保护法》正式确立了以消费者团体为诉讼主体的消费者公益诉讼制度后，2015年最高检发布《检察机关提起公益诉讼改革试点方案》，在全国13个省、自治区、直辖市的检察院开展试点工作。另外在消费者公益诉讼实施两年之后，最高院在2015年2月4日发布了《民诉法解释》，该解释丰富了公益诉讼程序上的规定，对公益诉讼的受理条件、管辖法院、告知程序、和解与调解、原告撤诉的限制以及裁判效力等内容均进行了具体规定，协调了公益诉讼与私益诉讼之间的关系，对于日后推动公益诉讼的有序进行起到了不可磨灭的积极作用；2018年通过了从3月2日开始施行的《最高人民法院最高人民检察院关于检察公益诉讼案件适用法律若干问题的解释》，正式确立了在我国检察院可以成为公益诉讼的主体，对我国消费者公益诉讼制度的主体资格进行了完善。 虽然该制度在我国已经确立，近些年的消费者公益诉讼案件也得到了法院的支持，但是由于立法规定的简陋和往往涉及到社会公共利益的原因，使得司法实践中的消费者公益诉讼案件处理并没有预期中的那么顺利，很多消费者团体提起公益诉讼时沸沸扬扬，最后法院往往不会采取判决，使得这些案件不了了之，广大消费者的权益无法得到保护。例如2014年12月30日，浙江消保委正式向上海铁路运输法院提交消费维权民事公益诉讼起诉状，请求法院判令上海铁路局立即停止其“强制实名制购票乘车后遗失车票的消费者另行购票”的行为，这是新消法实施后，由消保组织提起的全国首例消费维权公益诉讼，并获得中国消费者协会支持，被称为“公益诉讼第一案”，引起了社会各界的官方关注，但是2015年1月30日，浙江消保委表示该案已被上海铁路运输法院裁定不予受理，浙江消保委因不服上海铁路运输法院的民事裁定，向上海铁路运输中级法院提起上诉。上诉期间，上诉人浙江消保委以相关讼争事项已与上海铁路局达成谅解，已无继续诉讼的必要为由，于2015年11月30日向上海铁路运输中级法院申请撤回上诉。实际上，司法实践中许多消费者公益诉讼都有为各种各样的原因并没有得到实体审理，消费者的合法权益并没有得到维护。 (二) 我国消费者公益诉讼制度存在的问题 1) 起诉的主体范围过于狭窄 我国最初确立消费者公益诉讼制度的时候，立法将享有诉讼权利的主体仅仅限定在省、自治区、直辖市以上的消费者协会，直到2018年2月通过《最高人民法院最高人民检察院关于检察公益诉讼案件适用法律若干问题的解释》这一司法解释才将提起公益诉讼的主体扩大到人民检察院，虽然这一司法解释对我国消费者公益诉讼制度的起诉主体进行了完善，但是我国省级以下的消费者团体和我国的行政机关都没有提起诉讼的权利，实践中消费者公益诉讼频发、涉诉的金额较小且个体比较分散的特点，往往处于基层的消费者团体更加容易发现受害消费者并进行诉讼，由于我国对该主体的严格限制，实践中很多消费者即使受到了侵害也会选择采取不作为的方式，使我国的消费者公益诉讼制度无法全面发挥应有的作用。 2) 相关的程序设计缺乏 2015年最高院发布的《民事诉讼法解释》在消费者公益诉讼制度确立两年后才初步规定了该诉讼制度的受理条件、管辖法院、告知程序、和解与调解、原告撤诉的限制以及裁判效力等内容，但是很多重要的诉讼程序立法都没有进行规定，所以我国消费者公益诉讼制度的程序保障还是存在着很多问题。比如对于我国消费者公益诉讼的诉讼费用问题就没有在充分考虑该诉讼制度特殊性和我国国情的基础上另行进行规定，使得实践中很多消费者因为高昂的诉讼费用对维权之路望而却步；司法解释中对消费者公益诉讼审理过程中的举证问题也没有另行进行规定，而是按照一般民事案件的举证规则来进行，然而由于消费者自身处于弱势地位再加上受侵害的消费者群体分散，往往很难举证证明其受侵害的程度，使得诉讼中双方的对抗并没有一个公平的基础；另外，我国立法也没有规定法院对消费者公益诉讼案件所作判决效力的范围，实践中很多都是按照民事诉讼中的一般规定来进行，不免漏洞百出。 3) 相应的配套制度缺失 消费者公益诉讼原告主体不要求是具有利害关系的当事人这一特殊性，在实践中该诉讼往往会出现两个极端的走向，一种是由于该类诉讼往往涉案金额较小，广大消费者又处于弱势地位，再加上很多消费者对于诉讼怀有恐惧和害怕的心理往往选择不提起诉讼，使得该制度流于形式；另一种情况就是由于不要求提起诉讼的主体与案件具有直接利害关系，导致消费者团体滥诉的情形，造成司法资源的严重浪费。对于这两种可能发生的情形我国都没有采取任何相关的制度设计进行约束和避免，使得这两种情形在实践中时有发生。
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user: 5. 我国消费者公益诉讼制度的完善 (一) 适当扩大我国消费者公益诉讼的原告范围 如前文所述，世界其他国家对消费者公益诉讼的诉讼主体的范围的规定虽然具有一定的相似之处，但各国之间仍然各有不同，关于我国消费者公益诉讼原告的范围应该如何确定也是一个非常值得思考的问题。我国近些年来经济飞速发展，社会化生产日新月异，受经济利益的驱使很多消费者会采取违法的方式损害消费者权益，所以笔者认为在我国扩大消费者公益诉讼的起诉主体是必要的。我国目前的消费者公益诉讼原告只包括省级以上消费者协会和人民检察院，笔者认为可以参考国外的相关经验赋予消费者个人、行政机关诉讼主体资格，甚至可以适当加入省级以下的消费者组织，对我国消费者权益进行全面的保障。特别说明的是由于行政机关具有国家机关的性质，如果行政机关享有诉讼主体资格，其代广大消费者维权的过程必将更加顺利，在保障了消费者权益的同时还能树立行政机关的良好形象。 (二) 对消费者公益诉讼程序进行细化 我国对于消费者公益诉讼的程序规定比较粗略，对很多诉讼程序中面临的问题都没有进行规定，使得司法实践中法院对于该类案件的处理也草草结案。首先，应当完善我国消费者公益诉讼诉讼费用承担的问题。目前该问题我国是按照传统案件实行原告预交然后败诉者承担的规则，但是公益诉讼案件中原告预交高昂的诉讼费用严重打击了消费者选择公益诉讼的积极性。在这个问题上，其他很多国家也都是采取和传统民事诉讼一样的诉讼费用制度，如英国、美国、澳大利亚、瑞典、丹麦、挪威等，但是泰国和越南实行的是诉讼费用全免原则使其公益诉讼方便原告。笔者认为我国完全可以参照泰国和越南的经验，实行消费者公益诉讼的诉讼费用全免原则，由国家先行垫付，最后由败诉者承担。其次，对我国消费者公益诉讼证据制度进行完善。司法实践告诉我们消费者权益保护中，原告举证十分困难导致消费者往往需要承担败诉风险，该类案件中的证据开示程序尤为重要，例如德国、日本等国家就建立“文书提出命令”制度，拒绝提出文书的当事人将会承担不利的事实认定，巴西和葡萄牙允许法官依职权调查证据，我国也应当完善证据开示制度，确保原告可以获得相关证据材料。再次，在消费者公益诉讼诉权范围上，笔者认为我国可以借鉴国外经验，将我国的诉权范围扩张到损害赔偿请求权、惩罚性损害赔偿请求权以及不当得利剥夺请求权。使得消费者合法权益得到保障的同时还能使违法经营者不能获利，保障实质正义。最后，明确我国消费者公益诉讼判决的效力。笔者认为在这一问题上，可以借鉴巴西和葡萄牙的规定，若原告败诉，其他诉讼主体如果发现新证据就可以继续提起诉讼请求权利保护，否则法院裁定不予受理，这样不仅可以防止滥诉的情形还保障了判决的既判力。 一项制度的完善不是一朝一夕就可以完成的，只有在社会的不断发展中才能逐步健全，相信我国的消费者公益诉讼制度随着时代的发展和我国法治的不断前进，一定会更加成熟和健全。
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user: 摘 要 骨质疏松是一种老年慢性疾病。当前国内临床治疗使用较多的是抗骨吸收药物(双膦酸盐、雌激素受体调节剂、降钙素等)。但随着甲状旁腺素(parathyroid hormone， PTH)为代表的成骨药物的出现，为临床治疗骨质疏松带来新的选择，但国内成骨药物的使用报道还并不多。在国际的骨质疏松疾病的治疗中，目前已经开发了一些新的靶点治疗药物来丰富治疗手段。目前可用的骨合成代谢疗法的成骨药物主要是甲状旁腺激素和甲状旁腺激素合成类似物(PTHrP)如特立帕肽(teriparatide)和阿巴拉帕肽(abaloparatide)。有研究证明每日给药剂量为20和80微克的实验组，与只有连续的PTH分泌的空白组相比，实验组的成骨增加，并且椎体和非椎体骨折的风险降低。在增加骨密度、改善骨结构和降低骨折风险方面，特立帕肽(Teriparatide)比双膦酸盐(阿仑膦酸盐(Alendronate)，利索膦酸钠(Risedronate)更有效。与特立帕肽(Teriparatide)相比，阿巴拉帕肽(Abaloparatide)骨密度的增加作用更加显著，对骨质疏松性的骨折(上臂、手腕、髋部或临床脊柱)具有很显著的效果，并有较低的高钙血症风险。罗莫索珠单抗(Romosozumab)是一种硬化蛋白抑制剂，既能诱导骨形成，又能抑制骨吸收，它能减少椎体，非椎体和髋部骨折的风险。 关键词 :促成骨代谢药物，特立帕肽，阿巴拉帕肽，罗莫索珠单抗，骨质疏松 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 骨质疏松症是一种影响全世界数百万人的慢性疾病，其特征是骨微结构的恶化，增加骨折风险，影响患者生活质量并增加死亡率 [ 1 ] [ 2 ]。初始治疗通常包括具有抗骨折功效的抗骨吸收药物，如选择性雌激素受体调节剂(SERMs) (雷洛昔芬(raloxifene)，巴多昔芬(Bazedoxifene)，雌激素替代品治疗(双膦酸盐)。促成骨代谢药物疗法也可用于高骨折风险的患者，通常作为二线治疗(特立帕肽–甲状旁腺激素(PTH)合成类似物，以及阿巴拉帕肽-PTH (PTHrP)合成类似物)。然而，大多数患者在其一生中需要一种以上的抗骨质疏松剂 [ 3 ]。尽管上述疗法的功效已得到充分证实，但仍需要更有效的抗骨折治疗方案。随着基础研究更充分地了解骨代谢和成骨细胞分化的生物学途径，例如Wnt途径，科学家们已经开发出了新的治疗药物。在本文中总结了新合成抗骨质疏松药物功效的现有证据，并将这些提出的治疗方法进行比较，同时也归纳了旧药的和新药的联合的研究证据。 促成骨代谢疗法目前可用的两种合成代谢疗法是特立帕肽和阿巴拉帕肽。它们分别是甲状旁腺激素和甲状旁腺激素合成类似物。PTH是84个氨基酸的多肽，其与PTH/PTHrP-1型受体(PTH1R)结合。它增加肾小管近端小管的重吸收，破骨细胞活性和肠钙吸收(通过间接激活肾脏中的1α-羟化酶，将25-羟基维生素D活化为1，25-二羟基维生素D) [ 4 ]。PTHrP是34个氨基酸的多肽，骨骼发育期在许多组织中广泛表达。与PTH1R结合后，增加骨吸收和肾小管钙重吸收，但不会对肠道钙吸收起任何作用 [ 5 ]。PTHrP已被证明可调节软骨细胞分化和成骨细胞功能，乳腺形成，同时通过胎盘的钙转运影响血管平滑肌分化，牙齿发育和胰腺β细胞增殖 [ 5 ]。实验研究表明，PTHrP基因的选择性缺失会导致骨形成减少和骨量减少。 PTHrP功能丧失也与人类的骨骼畸形有关，例如Blomstrand的软骨发育不良 [ 5 ]。
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user: 2. 特立帕肽(Teriparatide) 特立帕肽与PTH分子的N’端有34个相同的氨基酸，当间歇给药时可以增加骨形成。特立帕肽也与PTHR结合。该研究实验中以20 μg的日剂量皮下给药，总共24个月。文末提出的特立帕肽合成代谢作用的潜在机制，虽然尚未完全阐明，但可能和Wnt10b信号刺激，硬化蛋白抑制，增加的胰岛素样生长因子-1和骨钙素的产生等有关 [ 6 ] [ 7 ]。特立帕肽已被证实可有效降低绝经后骨质疏松症患者的椎骨和非椎体骨折风险 [ 8 ]，以及糖皮质激素诱导的骨质疏松症患者，与阿仑膦酸盐相比，它具有更强的抗骨折疗效 [ 9 ]。特立帕肽也适用于男性骨质疏松症，因为它会增加骨密度，这种效应在停药后30个月仍然存在 [ 10 ]。还有证据表明，与安慰剂组相比，这些患者的脊椎骨折风险降低 [ 10 ] 以及改善了牙齿和颌骨的钙质丢失 [ 11 ]，这在颌骨坏死的情况下具有良好的效果 [ 12 ]。此外，在最近的比较中研究表明，与治疗24个月后的每周利塞膦酸盐相比，特立帕肽在降低椎体和临床骨折风险方面更有效(非椎体骨折风险无差异) [ 13 ]。
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user: 3. 阿巴拉帕肽(Abaloparatide) 阿巴拉帕肽与PTHrP具有相同的1~22个氨基酸序列，但在23~34号位序列中的氨基酸不同。与特立帕肽相比，它对RG具有更高的亲和力，对PTH1R的R0构象具有更低的亲和力，发挥更强效的骨代谢作用 [ 14 ]。它诱导骨形成，避免骨吸收 [ 15 ]。来自动物实验和人体研究的数据表明，阿巴拉帕肽能显著增加皮质厚度和骨小梁 [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ]。在标志性临床研究中，将阿巴拉帕肽比较试验在脊椎终点(ACTIVE)，阿巴拉帕肽(n = 824; 80 μg/d)与特立帕肽(n = 818; 20 μg/d)还有安慰剂组(n = 821)进行了为期24个月的比较 [ 19 ]。阿巴拉帕肽降低了椎体骨折的风险[0.6%对4.2%；相对风险(RR) 0.14；]和非椎骨骨折[2.7%对4.7%；风险比(HR) 0.57；]。在椎骨骨折中没有观察到和特立帕肽的差异，然而，与安慰剂组或特立帕肽相比，阿巴拉帕肽在上臂，腕关节，髋关节或临床脊柱位主的骨质疏松性骨折的风险降低更多[阿巴拉帕肽组为1.5%，而安慰剂组为6.2%，而特立帕肽组为3.1%]。此外，在腰椎(LS)，全髋(TH)和股骨颈(FN)中，阿巴拉帕肽在12个月时的骨密度增加显著高于安慰剂(从基线的平均变化：+9.77%，+3.41%和+2.65%对比+0.45%，+0.09%，−0.41%，p < 0.01) [ 19 ]。II期研究 [ 20 ] 也显示PTH和PTHrP类似物对BMD的不同影响. 阿巴拉帕肽一般耐受性良好，不良事件风险极低，包括恶心(1.6%)，头晕(1.2%)和头痛(1%)。值得注意的是，与特立帕肽相比，阿巴拉帕肽的高钙血症发生率显著降低(分别为3.4%和6.4%) [ 19 ]。在这个概念中，进行了ACTIVE的“ACTIVExtend”研究的延伸，其中阿仑膦酸盐在最初的18个月治疗期后用阿巴拉帕肽(n = 558)或安慰剂(n = 581)给药24个月。在43个月结束时，阿仑膦酸盐/阿巴拉帕肽组与阿仑膦酸盐/安慰剂组相比，新发现的放射性椎体骨折的RR降低了84%。在ACTIVE研究期间实现的骨密度增加在前一组中得以维持并进一步增加 [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ]。根据ACTIVE和ACTIVExtend试验的结果，阿巴拉帕肽于2017年获得美国食品和药物管理局(FDA)的批准，用于骨折风险高的骨折患者，为有骨质疏松性骨折史或多种骨折危险因素以及对其他骨质疏松症治疗无反应或不耐受的患者 [ 25 ]。有趣的是，与特立帕肽相比，阿巴拉帕肽被证明更具成本效益 [ 26 ]。根据上述试验的结果，特立帕肽和阿巴拉帕肽的治疗持续时间限制为24个月，由于在啮齿动物模型中观察到的骨肉瘤的理论风险而终止，这在人类研究中尚未复制 [ 27 ]。
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user: 4. 罗莫索珠单抗(Romosozumab) 罗莫索珠单抗是一种抗硬化蛋白的人源化单克隆抗体。自从发现Wnt信号通路(成骨细胞分化的决定因素)以来，已经开发了一种更加“基于合成代谢”的方法用于骨质疏松症治疗。该途径的主要细胞外抑制剂是硬化蛋白和Dkk-1 (Dickkopf-1由骨细胞分泌并结合脂蛋白受体蛋白LRP4，LRP5，LRP6)。这些物质最终抑制成骨细胞活性，并影响其分化和存活 [ 28 ]。硬化蛋白抑制也抑制破骨细胞活性从而刺激骨吸收 [ 28 ]。人和动物研究支持骨形成的增加以及骨吸收的减少。这种双重作用通过快速增加骨小梁和皮质骨影响整个骨骼硬度导致骨骼结构的变化 [ 29 ]。在其第一个临床研究中发现，绝经后骨质疏松症女性骨折研究，FN或THT评分为−2.5至−3.5的患者被随机分配为每月皮下注射罗莫索珠单抗210 mg (n = 3321，平均年龄70.8岁)或安慰剂(n = 3322，平均年龄70.9岁)，为期12个月。之后，两组均接受两剂denosumab (60 mg，每6个月一次)，并在24个月时评估骨折发生率。 罗莫索珠单抗分别在12个月和24个月时存在73%和75%的椎体骨折。罗莫索珠单抗组临床骨折的存活率为36%，但两组患者的非椎体骨折发生率无差异 [ 30 ]。一项对比研究显示，连续使用7年后，两年内(最初12个月给药后)的骨密度增加与单独使用Denosumab所获得的相似 [ 31 ]。在另一项研究中，高风险骨质疏松症(ARCH)的绝经后妇女的研究，将4093名患有骨质疏松症和脆性骨折的女性(平均年龄74岁)分配到罗莫索珠单抗(210 mg)或每周阿仑阿仑膦酸钠(70毫克) 12个月，然后开放标记阿仑膦酸盐再加12个月。罗莫索珠单抗/阿仑膦酸钠在24个月内使椎骨，非椎骨，髋部和临床骨折风险降低48%，38%和27% [ 32 ]。此外，随机分配到罗莫索珠单抗/阿仑膦酸钠的患者在所有骨骼部位的骨密度值均高于单用阿仑膦酸钠 [ 32 ]。但必须强调的是，停用罗莫索珠单抗后骨质流失和骨密度恢复到了治疗前水平，而经过两年的罗莫索珠单抗治疗后，连续给予denosumab可进一步增加骨密度 [ 33 ]。与安慰剂组相比，罗莫索珠单抗在男性骨质疏松症中的疗效显著增加，显著增加LS的骨密度(+12.1%对比+1.2%)，TH (+2.5%对−0.5%)和FN (+2.2%对比−0.2%)，P < 0.05。虽然该研究无法显示抗骨折疗效，但罗莫索珠单抗组的骨折率(1.8%)低于安慰剂组(2.5%) [ 34 ]。尽管具有抗骨折功效，但在ARCH研究中使用罗莫索珠单抗与阿仑膦酸钠(2.5%对1.9%)观察到严重心血管疾病(CVD)事件的风险较高，产生的比值比(OR)为1.31 (95%)，主要归因于缺血性心脏病(OR 2.65)和脑血管疾病(OR 2.27)。然而，罗莫索珠单抗组的心力衰竭，非冠状动脉血运重建和不需要血运重建的外周血管疾病的发生率较低 [ 32 ]。在BRIDGE研究中也观察到这种增加的风险 [ 34 ]。罗莫索珠单抗与高血压相关的致病机制以及增加的心血管风险原因机制尚未明确。可能和硬化蛋白对血管钙化的抑制作用有关 [ 35 ]，尽管这在动物实验研究中尚未得到证实 [ 36 ]。还应考虑阿仑膦酸钠的潜在心脏保护作用 [ 37 ]。在FRAME研究中没有观察到CVD风险的增加 [ 30 ]。这些担忧也最使FDA暂停了对罗莫索珠单抗的批准。
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user: 5. 小结 骨质疏松症治疗出现了一个新时代，促骨形成药物与抗骨吸收药物的作用机制不同。PTH为代表的促骨形成药物使用后，继续用抗骨吸收药可显著升高骨密度并降低骨折风险。PTHrP合成类似物阿巴拉帕肽和硬化蛋白抑制剂罗莫索珠单抗，通过刺激骨形成有效增加所有骨骼部位的骨密度并减少椎骨和非脊椎骨折风险。另一方面，如在PTH治疗前使用双膦酸盐，PTH仍然会起效，但可能会降低PTH的成骨效果。对于之前未接受过治疗的患者，直接采用PTH与阿仑膦酸钠联合治疗方案似乎没有优势。但可以考虑的联合治疗包括特立帕肽与Denosumab或者唑来膦酸联合。这些联合治疗可能有助于扩大PTH的“合成代谢窗” [ 38 ]。然而，罗莫索珠单抗与心血管风险增加的关联FDA已经暂停其批准。合成代谢治疗之后应始终给予抗再吸收剂，如双膦酸盐或denosumab，后者具有更大的作用。特立帕肽与denosumab联合使用是目前最有效的治疗方法，这对于骨量非常低，对其他疗法无反应的患者可能是有益的。用denosumab长期治疗之后还必须使用抗再吸收剂，如阿仑膦酸盐，以保持骨密度增加。但是这些治疗方案是否也对骨折风险降低仍有待确定。上述联合治疗的安全性均可以接受，但考虑到缺少骨折发生率的数据，结果尚需在大样本人群中进一步研究。
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user: 摘 要 为反映四川省五大经济区协同发展中存在的区域创新发展水平差距及其效率，本文以四川省五大经济区中18个地级市、3个自治州的数据(以下统称为市域数据)为基础，运用三阶段DEA模型，在控制环境因素的条件下，对四川五大经济区21个市(州)的创新效率进行评价。研究表明：对剔除环境因素后的效率分析能够更合理地评估四川省五大经济区21个市(州)的创新效率；在四川五大经济区各市(州)中，仅成都市、攀枝花市处于效率前沿面，大部分市(州)的纯技术效率、规模效率尚待提升，该研究过程及结论可为市域视角下地区创新效率测度提供参考借鉴。 关键词 :市域，创新效率，三阶段DEA模型，区域发展 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 创新是引领发展的第一动力，科技创新是提高社会生产力和综合国力的战略支撑。目前，第三次工业革命与我国转型发展发生历史性交汇，为我国走创新驱动的跨越式发展道路提供契机 [ 1 ]。区域创新发展系统是国家创新系统重要的组成部分，是经济发展的助推器，是国家综合实力的体现 [ 2 ] [ 3 ]。大部分的研究从省级行政区域的角度评价区域创新效率 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ]，也有诸多的文献从城市的角度入手分析 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ]，均反映了对区域创新效率的重视。 在关于四川省创新效率衡量的研究中，大多数的研究都立足省级层面对创新效率进行探讨。已有文献在研究全国、西部地区及长江经济带的创新效率时，对四川省的创新效率进行度量 [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ]；黄寰(2015)等以内生增长理论为依据，采用DEA-Malmquist指数对四川省科技创新效率进行研究，并在研究中提出：四川科技创新的发展重点是提高科技创新人员的比例和质量，通过提高规模效率以实现科技创新为驱动的经济发展 [ 15 ]；陈骑兵和马铁丰(2012)运用DEA交叉评价模型对四川省高技术产业技术创新效率进行测度，认为四川省的高技术产业存在要素资源利用不均的问题，提出通过控制投入量，加强对投入资源的管理来提高资源的利用率 [ 16 ]。 当前，国家将四川省等地选作全面创新改革的试验区，以更好地实现创新驱动型发展，该举措为四川省实现创新驱动型发展提供了历史性的机遇。创新能力受创新支撑(如人才、企业等)在形成和发展过程中所表现出的聚集效应的影响，并不会在空间中呈现均衡分布，而是呈现出趋向在一定区位上的聚集 [ 17 ]。同时据统计数据显示，在四川省创新能力不断提高的同时，区域之间创新发展水平的差距依然显著 [ 18 ]。 在“十一五”规划中，四川省根据空间和自然资源因素对各市进行区域划分，分别命名为成都平原、川东北、川西北、川南、攀西经济区，形成了特点鲜明、优势互补的区域经济体；“十一五”规划成功实施后，省委省政府又连续推出了“十二五”、“十三五”规划；同时，根据习近平总书记2018年初在四川考察时提出的最新指示，四川要打造具有自身特色的区域经济板块，推动各个区域共同繁荣发展。要想提高创新系统的能力，就必须对创新系统进行科学的评价；要想提高四川省的创新能力，最重要的就是从五大经济区的视角入手分析。那么厘清五大经济区各个市(州)的创新发展状况，测度其发展效率，对帮助提升四川省区域创新能力具有非常重要的意义。本文旨在基于三阶段DEA模型，对四川省五大经济区21个市(州)的区域创新效率进行比较评估，以便于各地认清现状、制定有针对性的部署与举措。
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user: 2. 文献综述 通过检索与查阅前人研究文献，发现针对于四川省五大经济区市域范畴内创新效率的研究较少，而在区域创新效率研究方面的文献较为丰富。本文通过CiteSpace软件，以知识图谱形式绘制呈现该领域研究情况，具体分别以主题为“区域创新效率”和“(Regional innovation efficiency) and CU = (China)”对“中国知网”与“Web of Science核心合集”中2000~2019年度的文献进行检索，截止2019年12月24日共分别得到577和181篇有效文章。 利用CiteSpace工具，分别对中文文献与外文文献的发文作者合作网络进行绘制，可得研究人员合作网络如图1所示，其中图1(a)与图1(b)分别是中文和英文文献的作者合作网络。图1(a)中研究人员合作网络共生成128个结点、83条连线；图1(b)中研究人员合作网络共生成24个结点、15条连线，这表明在区域创新效率领域研究中相关学者尚未形成明显的合作网络，整体上呈现出高度离散与局部少数集中的分布特征；大多数作者之间鲜有合作，故尚未凝练成具有高凝聚力的科研共同体，在一定程度上不利于推动该领域的快速发展。 图1. 区域创效率研究人员合作网络 通过对文章关键词的共现网络呈现，如图2所示，其中图2(a)与图2(b)分别是中文和英文文献的关键词共现图谱，可以发现“创新效率”与“数据包络分析(DEA)”是中文数据共现网络中两大节点，“China”、“Performance”、“Efficiency”、“Innovation”、“Data Envelopment Analysis”是外文文献共现网络中的几大主要节点，因此可知在区域创新效率研究中，径向的、角度的DEA模型是进行效率测度基本方法之一。 图2. 区域创新效率关键词共现网络 孙凯等(2007)和张宗益等(2008)等运用DEA方法，对省域层面各个区域创新效率进行研究 [ 19 ] [ 20 ]，但罗彦如等（2010）认为前者研究中的某些结果难以给予合理的解释，各个地区的创新效率被认为不具有可比性 [ 21 ]。在他们的研究中，都只考虑了系统内相关的投入产出因素对创新效率的影响，忽视了环境因素对创新效率的影响。而导致区域创新系统效率低下的原因，既有可能是由于管理不善，也可能是外部的随机因素与误差所引起。而由Fried等(2002)提出的三阶段DEA模型能够更好地评估决策单元(Decision Making Unit， DMU)效率的方法，可以较好地剔除环境因素和统计噪音带来的影响，从而更加准确地分析管理无效率 [ 22 ]。 在四川省区域创新效率探讨中，马骁俊(2018)基于面板数据回归模型，对区域创新发展与地方经济发展关系进行研究 [ 23 ]；蔡文春等(2015)运用因子分析法，对四川全部地市州的创新能力进行综合评价 [ 24 ]；赵云枫(2015)分别采用因子分析法与熵权法，对区域创新能力考量，验证两种方法在评价结果上的一致性，并提出通过加强区域创新合作方式来提升区域创新能力 [ 25 ]；于晓昆(2015)基于超效率DEA方法，分析和评价四川21个地市州的创新绩效，提出各个城市可以采取加强城市之间的协作交流、发挥资源优势等方式，以提高创新系统的绩效 [ 26 ]。 已有的少量市域层面创新效率研究尚未考虑到环境因素对创新效率的影响，而仅仅研究系统中投入和产出，测度得到不同区域的创新效率，结果势必会存在一定的误导性。本文通过选用三阶段DEA模型，在剔除环境因素的影响下，对四川五大经济区21个市(州)的区域创新效率进行测度，在此基础上提出相关建议，以此为相关部门今后制定政策、优化资源配置等工作提供参考。
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user: 3. 研究设计 3.1. 研究方法与模型 数据包络分析法(Data Envelope Analyse，DEA)是由Charnes等在1978年提出的，用以评价多投入和多产出下综合效率 [ 27 ]。传统DEA方法在运用时没有考虑环境因素的实际影响，且忽视了松弛变量在效率评价中的作用，不可避免地在技术上存缺陷。随机前沿分析(Stochastic Frontier Analysis，SFA)是采用参数手段，预设一个前沿生产函数，并考虑随机变量的影响，但模型对投入产出的数据要求较高 [ 28 ]。基于上述而形成的三阶段DEA模型 [ 22 ] 认为投入(或产出)的冗余是由管理无效、外部环境因素和随机误差共同造成的，要进行管理效率评价必须利用SFA剔除环境因素和随机误差，这样得到的效率值才能更准确地反映决策单元的效率。 3.1.1. 第一阶段：基于传统DEA方法计算效率值 用规模报酬不变为前提假定的CCR模型来评价DMU投入产出效率会出现假定与事实不符的问题，在此基础上，出现了可变规模报酬的BCC模型 [ 29 ]。BCC模型将CCR模型中的综合技术效率(Technical Efficiency，TE)分解为两部分：纯技术效率(Pure Technical Efficiency，PTE)和规模效率(Scale Efficiency，SE)，且TE = PTE × SE。根据研究视角不同，又可将BCC模型分为投入导向型和产出导向型。本文是从优化投入数量角度，探讨四川省五大经济区21个市(州)的创新效率，故采用投入导向型，且规模报酬可变的BCC模型。 假设决策单元(DMU)有I个，且所有DMU都包括N项投入和M项产出。令 X i = ( X 1 i ， X 2 i ， ⋯ ， X n i ) ， X n i 表示第 i ( i = 1 ， 2 ， ⋯ ， I ) 个DMU的第 n ( n = 1 ， 2 ， ⋯ ， N ) 项投入指标值；令 Y i = ( Y 1 i ， Y 2 i ， ⋯ ， Y m i ) ， Y m i 表示第 i ( i = 1 ， 2 ， ⋯ ， I ) 个DMU的第 m ( m = 1 ， 2 ， ⋯ ， M ) 项产出指标值。此外， S − 与 S + 分别表示投入冗余值和产出不足值， ε 表示非阿基米德无穷小， θ 表示DMU的有效值。本文从绿色增长视角出发，尽量减少投入和降低负产出，所采用投入导向型的BCC-DEA模型 [ 30 ] 如下： min [ θ − ε ( ∑ n = 1 N S − + ∑ m = 1 M S + ) ] s . t . { ∑ i = 1 I X i λ i + S − = θ X 0 ∑ i = 1 I Y i λ i − S + = Y 0 ∑ i = 1 I λ i = 1 ， λ i ≥ 0 s − ≥ 0 ， s + ≥ 0 (1) 决策单元所测效率水平可以分为有效和无效两类，若 θ = 1 ，且 S − = S + = 0 ，则该DMU为DEA有效；若 θ = 1 ，但 S − ≠ 0 或 S + ≠ 0 ，则该DMU为弱DEA有效；若 θ < 1 ，则该DMU为DEA无效，存在投入方面的冗余。 3.1.2. 第二阶段：构建相似SFA模型 以实际投入与目标投入的差额作为被解释变量，以环境变量作为解释变量，所构建的SFA模型 [ 31 ]： S n i = f ( z i ， β n ) + v n i + μ n i i = 1 ， 2 ， ⋯ ， I ; n = 1 ， 2 ， ⋯ ， N (2) 其中， S n i 是第 i 个决策单元第n项投入的松弛值； z i 是环境变量， β n 是环境变量的系数； v n i + μ n i 是混合误差项， v n i 表示随机干扰， μ n i 表示管理无效率； v ∼ N ( 0 ， δ v 2 ) 是随机误差项，表示随机干扰因素对投入松弛变量的影响； μ 是管理无效率，表示管理因素对投入松弛变量的影响，假设其服从在零点截断的正态分布，即 u ∼ N + ( 0 ， δ u 2 ) 。为了下一阶段的投入调整，先要把随机误差项从混合误差项中分离出来。 3.1.3. 第三阶段：调整投入变量后的DEA模型 调整投入变量后的DEA模型基于相似SFA模型调整的投入数据，剔除了环境变量与随机冲击的干扰，将第二阶段调整后的投入取代原始投入，运用BCC-DEA模型对各个DMU重新进行效率测度，可以更加准确地反映四川省五大经济区21个市(州)创新效率的差异。 3.2. 指标选取与数据来源 四川省五大经济区21个市(州)创新效率之间要形成良性循环与互动，促进区域的协调发展，关键在于提升创新效率 [ 32 ]。结合当前背景下区域协同创新的特点，本文在参考已有研究文献基础上，结合数据的可获性，对投入产出变量、环境变量的选择如表1所示： 1) 创新投入指标 古典经济增长理论中资本与劳动始终是基本要素。故本文从资本和人力方面考量，确定R & D经费支出和R & D人员全时当量作为资本和人力投入要素。 2) 创新产出指标 从协同创新发展视角，综合考量创新的产出变量，由于创新的产出较为复杂，指标不能单一化，故选择科技论文数、国内专利申请授权数、人均GDP作为产出要素。 3) 外部环境变量 为了剔除环境因素的影响，本文将公共图书馆藏书数量作为衡量地区国民教育水平的指标、地方财政科技支出占地方财政支出的比重作为衡量政府对创新的重视度、规模以上工业企业数作为工业对创新的支持力度。 为保证数据的一致性与研究的可行性，本文研究数据主要来自于2008~2017年《四川统计年鉴》，其中R & D经费支出和R & D人员全时当量在2009年与2010年存在数据缺失，本文通过插值法获取。 Table 1 Measurement variables of regional innovation efficienc 类型 变量 单位 投入指标 R & D经费支出X 1 亿元 R & D人员全时当量X 2 人年 产出指标 科技论文数Y 1 篇 国内专利申请授权数Y 2 项 人均GDP Y 3 元 环境因素 公共图书馆藏书数量Z 1 千册(件) 地方财政科技支出占地方财政支出比重Z 2 % 规模以上工业企业数Z 3 个 表1. 区域创新效率测度变量
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user: 5. 结论与建议 5.1. 结论 本文运用三阶段DEA模型，考察了2008~2017年四川省五大经济区21个市(州)的创新效率，并对创新效率提升路径进行了分析，结果发现： 1) 运用经典DEA模型测算的创新效率值与三阶段DEA模型测算的效率值具有显著的差异，因此，有必要对外部环境变量和随机冲击进行调控。与第一阶段相比，第三阶段四川省五大经济区21个市(州)平均技术创新效率水平有所降低，纯技术创新效率上升，而规模效率下降，效率前沿的地区由成都市、广元市、南充市、眉山市、雅安市和阿坝州改变为成都市与攀枝花市。成都市始终处于效率的前沿位置，一定程度上归功于现阶段综合实力较强、产业和人才集聚程度高、创新竞争力优势明显等有利因素。 2) 环境因素和随机误差对四川省五大经济区21个市(州)创新效率的影响较大，综合效率在剔除环境因素和随机误差的影响后显著降低。调整后的四川省五大经济区21个市(州)整体创新效率不高，规模效率是制约创新效率的主要因素。与调整前相比，调整后的平均创新效率仅为0.458，效率值偏低，且平均规模效率0.629低于平均纯技术效率0.694，致使创新效率水平的提升受到制约。 3) 绝大多数市(州)的创新效率具有不同程度的可改进空间。四川省五大经济区21个市(州)中仅有成都市和攀枝花市处于创新效率前沿面，大部分地区的纯技术效率、规模效率有待提升。四川省五大经济区21个市(州)由于存在技术管理水平有限、发展规模不合理等问题，致使创新效率水平相对较低。 5.2. 建议 创新效率提升除了需要各市(州)根据实际情况选择适宜的路径外，还需要宏观政策推动，具体包括如下几个方面： 1) 健全高效、政府与市场共治的地方标准化区域协同创新机制，推动五大经济区之间在构建现代化产业体系、开发转化资源优势等过程中的协同发展，强化“五区”统筹协同；推动“三州”与内地协同发展、区域内各市(州)之间协同发展、创新发展，全面实现各区域创新优势互补、错位发展、同频共振，最终实现区域协同创新发展新形式。 2) 以四川省五大经济区内的主导产业、重点及出口产品为关注重点，在充分借鉴国内外先进标准和标杆企业优势的同时，不断激励和推动企业标准创新，注重产业产品创新发展新优势的培养，从而带动产业转型升级，提升产品质量，力求打造出一批本土、企业和区域优质的产品品牌，为四川省五大经济区经济发展质量迈向中高端提供强劲的动力。 3) 地方政府部门作为创新发展的重要支持者，不能盲目地增加对各地创新投入，应在“一干多支”战略引领下，充分发挥成都平原创新“高地”作用，加大对川东北清洁能源、攀西经济区国家战略资源等创新开发等过程中的创新投入，从而更好地发挥其对创新的正向推动作用；同时，因对资金的流量作有效的监督，避免资源无效率和浪费等问题的产生，发挥好政府在创新过程中引导者的职能。 4) 推进重点领域创新效率成果转化，建立起完善的成果激励机制，增强创新主体的创新意识，快速推进重大领域原始创新。四川省五大经济区各市(州)结合各自实际和产业发展需要，兼顾各区域资源流动配置和要素自由有序流动，充分发挥创新的空间外溢性，在创新开发优势资源、战略资源、现代农业以及旅游产业等方面积极进行改革试验，走出各具特色的创新发展之路，力争取得较大的创新成果。
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user: 摘 要 Heston模型是一种被广泛应用于资产管理的随机波动率(SV)模型。本文设置动态的均值回复幂函数代替Heston模型采用均值回复平方根描述波动率过程，提出一种改进的Heston模型，并根据实际确定幂函数具体形式。利用∆-对冲原理构造无风险资产组合，得到该模型下期权价格满足的PDE，以及利用反演定理求期权价格的封闭形式解。实证分析表明，改进的Heston模型能有效提高模型定价的准确性。 关键词 :随机波动率，PDE方程，欧式期权，定价 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 期权定价问题是资产定价的主要研究内容之一。2015年上证50ETF期权正式推出，标志着我国金融衍生品市场迎来了“期权时代”，合理为期权定价对完善和发展我国金融衍生品市场有着重要的实践意义。 为了有效地给期权定价，标的资产的定价模型尤为重要。1900年Bachelier [ 1 ] 在其博士论文中首次提出用随机游动思想给出资产价格运行的随机模型。1965年Smuelson [ 2 ] 对该模型进行改进，假设股票价格服从几何布朗运动，从而避免了股票价格可能为负值的情形。1973年Black和Scholes [ 3 ] 在假设股票当前价格、时间、证券价格波动率和无风险利率都是客观变量且与投资者偏好不相关前提下，将所有投资者引向同一个以无风险利率作为投资回报率的风险中性世界 [ 4 ]，并提出著名的B-S定价公式。然而，Fama [ 5 ] 等指出市场并不像想象那般完美，资产回报的分布呈现明显的“厚尾”现象，这与假设资产价格遵循几何布朗运动不相符。在许多对Black-Soles模型“常数波动率”进行改进的方法中，常见的是利用自回归条件异方差(GARCH)模型或随机波动率(SV)模型表示资产收益波动率的时变性和波动聚集现象等，其中随机波动率模型(SV)模型对波动率具有更好的样本内拟合表现以及样本外预测能力 [ 6 ]。 早期，Johnson和Shanno [ 7 ]，Scott [ 8 ]，Wiggins [ 9 ] 通过数值的方法系统地研究了SV模型。具体而言，Johnson、Shanno和Scott采用蒙特卡罗模拟，而Wiggins提出用有限差分法求解金融衍产品的期权等相应的PDE。但是由于缺乏封闭形式的解，这两种方法在实际计算过程中都会花费较长的时间，在应用方面存在局限性。1990年Hull和White [ 10 ] 提出Hull-White模型，在假设资产价格收益与波动率变动所遵循的布朗运动的相关系数为零的基础上推导出欧式期权定价公式。1991年Stein和Stein [ 11 ] 提出波动遵循Ornstein-Uhlenbeck过程，并导出欧式期权价格封闭形式的解，但该模型不能防止资产价格波动方差出现负值。1993年Heston [ 12 ] 应用均值回复平方根过程描述波动率方差过程，指出波动率满足非负性和均值回复性，并利用模型的仿射结构和反演定理方法给出欧式期权定价封闭形式的解，这保证了计算精度，防止利用数值解法产生的系统误差，且在参数估计方面封闭的解可以节省大量的时间和精力。Li [ 13 ] 研究了timer期权与Heston模型和贝塞尔过程有关的数学建模新方法，由于timer期权结果复杂，只得到了期权价格的半封闭形式的解。马俊美 [ 14 ] 等基于两类SV模型研究了欧式期权的价格和敏感性估计问题，在精确模拟算法基础上，讨论了舍取抽样技术在精确模拟算法中的有效应用。吴鑫育 [ 6 ] 等基于SV模型对上证50ETF期权定价，建立两步法来估计定价模型参数，该估计方法易于实现，只需单日期权数据即可进行估计，具有较高的估计效率。H Hong [ 15 ] 将SV模型应用于恒生指数的实际数据，研究了具有杠杆作用的SV模型在期权定价中的影响，结果显示随着期权到期日的增加，这种影响变得更加显著。谢超强 [ 16 ] 等研究了基于Heston模型和风险偏好视角的资产负债管理，应用随机控制方法，得到了该问题最优资产配置策略的解析表达式和相应值函数的解析解。Soleymani和Barfeie [ 17 ] 给出了随机波动率跳跃定价模型中空间变量离散点的非均匀生成，在这类模型下对美式和欧式期权的定价都是高效的，但需要讨论该数值方法的条件稳定性和离散方程全局收敛的充分条件。 Heston模型给出欧式期权定价封闭形式的解，有效提高参数估计方面的效力。但由于模型采用固定的均值回复平方根描述波动率过程，导致有时模型计算结果与实际有较大的误差。为了克服Heston模型的不足，本文设置动态的均值回复幂函数描述波动率过程，并根据具体的实际情况确定幂函数的具体形式，提高模型的适应性和计算精度。
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user: 2. Heston模型的改进 SV模型主要基于资产价格和波动率都遵循“有偏的随机游走”，即一个漂移项加上一个随机项 [ 1 ]，且随机项服从标准的布朗运动。以下是考虑资产及其方差波动率都是随机过程的Stein-stein模型与Heston。 2.1. Stein-Stein [ 11 ] 模型 在滤子空间 上，文献 [ 11 ] 建立了stein-stein模型，其资产价格 与瞬时波动率 v t 分别满足如下SV模型 d v t = k ( ξ − v t ) d t + σ d W t 2 其中 W t 1 和 分别表示资产和波动率的随机噪声，是相关系数为 ρ 的标准布朗运动， ，r表示资产回报率，q是红利率， 是 v t 的波动率， ξ 是均值回复水平，k是均值回复速率。 SV模型中含dt的项均为漂移项，含 d W t 项为随机项，例如，stein-stein模型中瞬时波动率的漂移项为 ，随机项为 σ d W t 2 ，反映了波动率在该时刻先进行一个固定漂移再进行一定的随机变动。 2.2. Heston [ 12 ] 模型 Heston [ 12 ] 改进了stein-stein模型的随机项，提出如下随机波动率模型 d S t S t = ( r − q ) d t + v t d W t 1 其中 S t 、 、 W t 1 、 、r、q、 、k、 的意义同上。 以上二个随机波动率模型都假设瞬时波动率 满足均值回复过程，且回复速率是一个常数。由于Stein-stein模型对刻画资产价格瞬时波动率方差过程欠充分，所以不能避免波动率出现负值的情况。虽然Heston应用均值回复平方根过程克服了波动率出现负值，但模型随机项中对 v t 指数取确定的常数，有时导致定价结果与实际情况有较大差距。为此，本文在保留Heston模型的漂移项的基础数上，将随机项中 v t 幂指数用待定参数表示，并根据实际情况确定参数的取值，有效提高模型定价的准确性。 2.3. 改进的Heston模型 在滤子空间 上，假设资产价格 S t 与瞬时波动率 满足如下新的SV模型 d v t = k ( ξ − v t ) d t + σ v t β d W t 2 (2-1) 其中 、 W t 2 、r、q、 、k、 ξ 的意义同上， α ，β 为待定参数，且满足 。 显然，当 时，模型(2-1)即为Stein-stein模型；当 α = 1 2 ， β = 1 2 时，模型(2-1)即为Heston模型。
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user: 3. 改进Heston模型下欧式看涨期权的PDE 下面利用∆-对冲原理 [ 18 ] 推导模型(2-1)下的欧式看涨期权的PDE。为了方便，将 S t 、 v t 分别简记为S、v，假设资产组合 由一单位的方差期权V，∆单位的资产S和 单位的其他期权G组成，为了让形式更加简洁假设支付的红利为0。则资产组合 的价值变化为 (3-1) 根据模型(2-1)，由伊藤引理 [ 19 ] 得 d G = ∂ G ∂ t d t + ∂ G ∂ S d S + ∂ G ∂ v d v + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 G ∂ S 2 d t + σ v α + β ρ S ∂ 2 G ∂ S ∂ v d t + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 d t (3-2) d V = ∂ V ∂ t d t + ∂ V ∂ S d S + ∂ V ∂ v d v + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 V ∂ S 2 d t + σ v α + β ρ S ∂ 2 V ∂ S ∂ v d t + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 V ∂ v 2 d t (3-3) 将(2-1)、(3-2)与(3-3)代入(3-1)整理化简得 d Π = [ ∂ V ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 V ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 V ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 V ∂ v 2 ] d t     + φ [ ∂ G ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 G ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 G ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 ] d t     + [ ∂ V ∂ S + Δ + φ ∂ G ∂ S ] d S + [ ∂ V ∂ v + φ ∂ G ∂ v ] d v (3-4) 根据无风险资产的假设，(3-4)右端最后两项系数均为零，即 { ∂ V ∂ S + Δ + φ ∂ G ∂ S = 0 ∂ V ∂ v + φ ∂ G ∂ v = 0 解得 (3-5) 根据无套利原则 [ 19 ] 有 ，于是由(3-4)有 [ ∂ V ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 V ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 V ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 V ∂ v 2 ]   + φ [ ∂ G ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 G ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 G ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 ] d t = r ( V + Δ S + φ G ) d t (3-6) 将(3-5)代入(3-6)整理化简得 [ ∂ V ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 V ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 V ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 V ∂ v 2 ] − r V + r S ∂ V ∂ S ∂ V ∂ v = [ ∂ G ∂ t + 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 G ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 G ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 − r G + r S ∂ G ∂ S ] ∂ G ∂ v (3-7) 可以看出，(3-7)左右两侧分别是关于期权价格V和G的函数，且形式相同，根据Heston [ 12 ] 方程左右两边都可以用同一个形式的函数如 来表示，即 且 满足 式中 γ ( v ) 反映波动风险的价格，是波动率的线性函数，即 γ ( v ) = γ v ， γ 为常数，将其代入(3-8)得 g ( S ， v ， t ) = − k ξ + ( k + γ ) v g ( S ， v ， t ) 为关于v的线性函数，为了更加简洁，记 ，其中 λ 1 = k ξ ， λ 2 = − ( k + γ ) 将其代入(3-8)整理化简得到改进Heston模型下期权价格的PDE为 1 2 v 2 α S 2 ∂ 2 G ∂ S 2 + σ v α + β ρ S ∂ 2 G ∂ S ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 + r S ∂ G ∂ S + λ ( v ) ∂ G ∂ v − r G + ∂ G ∂ t = 0 (3-9) 并且(3-9)满足以下边界条件 ， 其中T为到期日，K为执行价格。 当资产为零，买入期权就毫无价值；当资产价格上涨时delta接近1；当波动率增加时，买入期权就 等于资产价格，即分别对应有 ， ∂ G ∂ S ( ∞ ， v ， t ) = 1 ，和 。 记 x = ln S ，代入(3-9)整理化简得 1 2 v 2 α ∂ 2 G ∂ x 2 − 1 2 v 2 α ∂ G ∂ x + σ v α + β ρ ∂ 2 G ∂ x ∂ v + 1 2 σ 2 v 2 β ∂ 2 G ∂ v 2 + r ∂ G ∂ x + λ ( v ) ∂ G ∂ v − r G + ∂ G ∂ t = 0 (3-10) 显然(3-10)与(3-9)是等价的。
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user: 5. 数值计算实例 为了说明本文提出模型的可行性和有效性，以上证50ETF看涨期权2015至2018年四年的历史数据为例(数据来自wind数据库)，将本文提出的改进Heston模型与Heston模型隐含波动率进行比较。主要采用计算软件Matlab2018b和Stata14，根据这四年上证50ETF看涨期权的历史数据，采用文献 [ 18 ] 中参数估计方法MLE，分别得到模型的参数取值如下表1。 Table 1 Parameters of SV mode 参数 v 0 α λ 1 本文SV 0.7224 −0.7082 0.0218 0.6911 0 0.2637 Heston 0.8775 −0.6916 0.0198 7.5539 0.0510 表1. SV模型的参数 选取2015至2018年上证50ETF看涨期权中最常见的到期日(27天、77天、127天、177天)在不同执行价格的数据，分别计算其市场隐含波动率、Heston模型隐含波动率和改进Heston模型隐含波动率，并绘制图1。 图1. 上证50ETF欧式看涨期权隐含波动率图 其中图1(a)为上证50ETF欧式看涨期权初始时间2016年5月19日，股票指数开盘价 ，到期日27天的欧式看涨期权相应的隐含波动率情况；图1(b)为初始时间2015年6月17日，上证50ETF开盘价 S 0 = 2.107 ，到期日77天的欧式看涨期权相应的隐含波动率情况；图1(c)为初始时间2017年8月16日，上证50ETF开盘价 ，到期日127天的欧式看涨期权相应的隐含波动率情况；图1(d)为初始时间2018年12月24日，上证50ETF开盘价 S 0 = 2.289 ，到期日177天的欧式看涨期权相应的隐含波动率情况。从拟合情况来看，各种不同到期日下改进Heston模型都比Heston模型有更好的拟合效果。
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user: 6. 结论 传统的Heston模型与stein-stein模型中有一些常数性假设，本文假设这些常数为可变参数得到改进的Heston模型。首先利用∆-对冲原理构造无风险资产，给出了该模型下期权价格满足的PDE方程；其次对模型参数进行了一些合理限制，并对限制条件加以证明，利用反演定理得到期权价格的封闭式解，说明该模型具有分析可处理性，并得出当参数取一定值时，Heston模型与stein-stein模型是该模型的一种特例。最后以上证50ETF看涨期权2015年至2018年四年的历史数据为例，对比了该模型与Heston模型对市场隐含波动率的拟合情况，得到该模型比Heston模型有更好的拟合效果。
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user: 摘 要 随着中国经济的快速发展，人民的生活水平日益提高，大众旅游时代已经到来。深度旅游和个性化需求增多以及互联网带来的共享经济，催生并推动了民宿业在我国的快速发展。但何为“民宿”，行业内尚未形成统一、明确的定义。本文首先通过简单梳理国内外对民宿定义的研究，总结出三点共性：(1) 民宿的房屋所有权为私人所有，且房屋面积有限；(2) 民宿不仅满足基础性的住宿需求，还体现所在地的自然环境、人文风俗；(3) 民宿更多提供的是个性化的服务。通过我国民宿行业发展现状分析及天津市民宿发展SWOT分析可以看出，广阔的市场和数量繁多的旅游资源是天津发展民宿的优势所在；国家层面法规制度的出台给天津发展民宿带来了机遇；周边城市民宿发展则对天津民宿形成挑战；行业监管不规范，安全隐患多，开发规划存在问题，环境破坏严重更是天津民宿开发的四大问题。为此，笔者建议天津市完善监管机制，打造品牌，突出特色，专业化经营，培养专业运营人才，列入政府采购计划，推进“民宿+”模式，希望能为天津民宿行业发展提供帮助。 关键词 :民宿，SWOT分析，天津市 Copyright © 2020 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/