DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. 结论 利用云计算扩展性强的特点，多个院校可以将现有的硬件资源共同加入到一个“云”中，减少单个院校的资金和时间上的投入，并实现真正意义上的资源共享。目前，在国内的高校中存在规模和投入的区别。一些知名高校有更多的资金投入，担当着更多前沿技术的研究课题，有更多与国际先进企业合作的机会。而一些规模不大的高校由于经费问题，难以担当需要较大投入的科研项目的研究工作，因为想要构建起这样项目的实验环境本身就需要巨大的投入。很多高精尖的课程由于实践条件的限制也不能开设。这就需要在教学资源环境搭建过程中，采用统一的标准规范集成各高校的教学资源，以提供全面的服务质量支持，降低各系统动态继承的复杂性，并最终实现教学资源的全面共享和协同操作。云计算的出现，既节省了开支，又打破了实验条件和环境的壁垒，让更多高校的科研人才，包括学生能够加入到复杂的实验和科研中去。 尽管有各种各样的问题和困难，但是作为整合高校教育资源的有力手段，云计算必然会在高等院校信息化中有越来越多的应用，具有广阔的前景。
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user: 摘 要 本文研究了两个双参数指数分布的分位数比较的检验问题，首先给出了参数bootstrap和Fiducial推断两种方法。然后通过数据仿真模拟对上述方法进行比较分析，并进行了实例分析。 关键词 :双参数指数分布，分位数，自助法，Fiducial推断 Copyright © 2019 by authors 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 双参数指数分布是位置尺度分布族中具有代表性的分布，常应用于寿命数据可靠性研究和对于金融领域研究保险损失等。而在一般寿命的试验中，通常采取截尾试验来节省时间和经济成本，即对于 n 个实验对象，试验在第 r ( n > r ) 个产品失效时就停止。通过这种试验得到的样本称为定数截尾或II型截尾样本，在本文模型中对两个双参数指数分布总体假设检验的推断就依赖于定数截尾样本。 在过去的几十年中，有许多学者研究了双参数指数分布的统计推断 [ 1 ] [ 2 ] 。在大多数文献中研究的问题是比较两个指数分布的均值或中位数 [ 3 ] [ 4 ] 。然而，均值或中位数并不能确定整个分布，有一些情况需要比较两个总体的分位数。 1989年Tsui和Weerahandi [ 5 ] 提出了广义推断的概念。2007年Li，Xu和Li [ 6 ] 给出了广义P值的Fiducial推断。1979年Efron [ 7 ] 提出的Bootstrap方法应用十分广泛，对于复杂分布的参数和复杂估计可直接导出标准误和区间估计。近年来参数Bootstrap方法也得到了广泛的应用和改进 [ 8 ] 。本文将分别使用Fiducial推断和参数Bootstrap似然比方法，从假设检验的角度对两个双参数指数分布总体的分位数进行比较。
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user: 2. 问题表述 双参数指数分布 E x p ( x ; μ ， σ ) 有概率密度函数 p ( x ; μ ， σ ) = { 1 σ exp { − x − μ σ } 0 x > μ 其 他 其中 μ > 0 ， σ > 0 。对于任意 p ∈ ( 0 ， 1 ) ，由 F ( x ) = P ( X ≤ x p ) = p 易得p分位数 x p μ − σ log ( 1 − p ) 。 记 ( X i ， 1 ， X i ， 2 ， ⋯ ， X i ， n i ) 为来自上述分布的容量为 n 的样本，设观测到的数据为定数截断数据为 X ( i 1 ) < X ( i 2 ) < ⋯ < X ( i r i ) ， i = 1 ， 2 。分布 Exp (μ I ， σ i ) 的 p 分位数表示为 Q i ， p = μ i − σ i log ( 1 − p ) ，从而两个总体 分位数的差可写为 Q d = Q 2 ， p − Q 1 ， p 。易知 W i = X i ， 1 ， V i = ∑ j = 1 r i X i ， j + ( n i − r i ) X i ， r i − n i X i ， 1 (1) 是两个充分完备统计量且 W 和 V 独立，参数 μ i 和 σ i 的一致最小方差无偏估计(UMVUE)为 μ ^ i = W i − 1 n i ( r i − 1 ) V i ， σ ^ i = 1 r i − 1 V i (2) 则 Q d 的估计为 Q ^ d = [ μ ^ 2 − σ ^ 2 log ( 1 − p ) ] − [ μ ^ 1 − σ ^ 1 log ( 1 − p ) ] (3) 本文将考虑两指数分布的分数比较的假设检验，检验问题为： H 0 : Q d ≤ 0   VS   H 1 : Q d > 0 (4)
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user: 3. 参数Bootstrap方法 Bootstrap方法由Efron [ 7 ] 首先提出，其原理是从估计模型中进行重复抽样，常采用的为非参数Bootstrap方法。本文采用参数Bootstrap，用参数的估计取代原参数得到参数模型。 对于来自双参数指数分布的样本 ( X i ， 1 ， X i ， 2 ， ⋯ ， X i ， n i ) ， i = 1 ， 2 ，由(2)式可以得到参数 μ i 和 σ i 的UMVUE μ ^ i 和 σ ^ i ，以 μ ^ i 和 σ ^ i 替代原参数进行重抽样，得到样本 ( E i ， 1 ， E i ， 2 ， ⋯ ， E i ， r i ) ，并进行排序 E ( i ， 1 ) < E ( i ， 2 ) < ⋯ < E ( i ， r i ) ，由(1)式计算样本统计量为 W i = E ( i ， 1 ) ， V b i = ∑ j = 1 r i E ( i ， j ) + ( n i − r i ) E ( i ， r i ) − n i E ( i ， 1 ) (5) 可得 Q ^ b = [ μ ^ b 2 − σ ^ b 2 log log ( 1 − p ) ] − [ μ ^ b 1 − σ ^ b 1 log ( 1 − p ) ] (6) 其中 μ ^ b i = W b i − 1 n i ( r i − 1 ) V b i ， σ ^ b i = 1 r i − 1 V b i ， i = 1 ， 2 (7) 我们通过模拟计算来求 p 值．具体的模拟步骤如下： (a) 通过(2)式分别计算 μ ^ i 和 σ ^ i ， (b) 生成对应的样本容量为 r i 的Bootstrap样本并进行排序， (c) 通过(5) (6) (7)式计算 的实现值， (d) 重复步骤(a)~(c) N 次( N 一般大于1000)， (e) 给出p值 p = 2 min { p # { Q ^ b ≤ 0 } N ， p # { Q ^ b > 0 } N } 。
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user: 4. Fiducial方法 Fiducial推断由Fisher首先提出并研究，这类方法不需要先验分布，而是根据数据给出与参数的后验分布有相同作用的Fiducial分布．其后有不少统计学者对之进行讨论。Hannig等也讨论了利用Fiducial推断方法构造广义区间估计。Li等 [ 6 ] 给出了利用Fiducial推断进行假设检验的方法。本节利用Fiducial推断研究分位数差的假设检验。 对于检验问题(4)，由(1)式计算得出 W i 和 V i ， W i 和 V i 相互独立，分布分别为 2 n i W i − μ i σ i ~ χ 2 ( 2 ) 和 2 V i σ i ~ χ 2 ( 2 r i − 2 ) ， i = 1 ， 2 设 E i ， 1 ~ χ 2 ( 2 ) 和 E i ， 2 ~ χ 2 ( 2 r i − 2 ) 独立，有 ( W i ， V i ) = ( σ i E i ， 1 2 n i + μ i ， σ i E i ， 2 2 ) 对于给定的 ( w i ， v i ) 和 ( e i ， 1 ， e i ， 2 ) ，方程 ( w i ， v i ) = ( σ i e i ， 1 2 n i + μ i ， σ i e i ， 2 2 ) 有唯一解 ( μ i ， σ i ) = ( w i − v i e 1 n i e 2 ， 2 v i e 2 ) 从而可得 μ i ， σ i 的Fiducial分布可以分别由 T μ i = w i − v i E 1 n i E 2 ， T σ i = 2 v i E 2 给出。从而分数差 Q d 的Fiducial分布可以由 T Q d = [ T μ 2 − T σ 2 log ( 1 − p ) ] − [ T μ 1 − T σ 1 log ( 1 − p ) ] 给出，于是检验(4)的p值为 p = 2 min { p ( T Q d < 0 ) ， p ( T Q d > 0 ) } 。 在一般情形下，Fiducial分布没有显式表达，广义P值的数值计算非常困难。我们同样可以通过模拟计算来求p值。步骤如下： 1) 对给定数据，选取一个较大的模拟样本数N， 2) 对于 j = 1 ， ⋯ ， N ，通过 E i 的分布 E x p ( μ i ， σ i ) 随机生成 e j ， 3) 求方程 ( w i ， v i ) = ( σ i e i ， 1 2 n i + μ i ， σ i e i ， 2 2 ) 的解并计算 T Q d 的实现值 T i ， T Q d = [ T μ 2 − T σ 2 log ( 1 − p ) ] − [ T μ 1 − T σ 1 log ( 1 − p ) ] ， 4) 计算p值 p = 2 min { p # { T i < 0 } N ， p # { T i > 0 } N } 。
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user: 6. 实例分析 以下我们通过实例进一步验证Bootstrap和Fiducial两种方法进行检验的效果，表3给出的三组数据为不同方式生产的轮胎的使用寿命，每组数据都表示在40个试验样品中前20个失效的时间，数据来自于Bain [ 9 ] 。 Table 3 Lifetime data of tyr Present: 10.03 10.47 10.58 11.48 11.60 12.41 13.03 13.51 14.48 16.96 17.08 17.27 17.90 18.21 19.30 20.10 21.51 21.78 21.79 25.34 Additive: 10.10 11.01 11.20 12.95 13.19 14.81 16.03 17.01 18.96 24.10 24.15 24.52 26.05 26.44 28.59 30.24 31.03 33.51 33.61 40.68 Thickness: 19.07 19.51 19.62 20.47 20.78 21.37 22.08 22.61 23.47 26.02 26.23 26.47 27.07 27.43 28.28 29.10 29.66 30.67 30.81 34.36 表3. 轮胎使用寿命数据 取Present和Additive两组数据用两种方法检验中位数是否相同取。Bootstrap方法和Fiducial方法检验的p值分别为0.0414和0.0376，两种方法都表明Present和Additive的中位数没有区别，Fiducial检验更容易拒绝中位数相同的假设。
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user: 7. 结论 综上可知，因实际应用中取得试验样本量往往不大，故Fiducial方法用于双参数指数分布的分位数检验效果更佳。
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user: 摘 要 CPI与PPI是价格体系中的两大核心指标，两者之间相关关系的度量及分析，有利于定量刻画经济发展趋势，为政府制定经济政策提供依据和建议。考虑到CPI与PPI数据的本质非线性关系，选取表现能力更强的Copula函数来研究CPI与PPI之间的相依性。采用2011年1月至2016年12月全国月度同比CPI与PPI数据进行相关性研究，结果表明Gaussian Copula在刻画秩相关性上效果较好，而在尾部相关性以及与原始数据的拟合程度上，Gumble Copula要优于其他Copula。 关键词 :Copula，CPI，PPI，相关性 Copyright © 2019 by authors 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 CPI与PPI作为我国价格体系中的两大核心指标，从构成上看既有相交也有相离。当构成的商品和服务价格发生变化时，会引起CPI与PPI的关联性波动，可能是同向的，也可能是反向的。对两者之间相关关系进行度量及分析，有利于我们定量刻画经济过热或紧缩的发展趋势，为政府制定经济政策提供可靠的依据和建议。考虑到CPI与PPI数据的本质非线性相关，Pearson相关系数是不合适的，取而代之的是选用能够更加精细、全面、灵活刻画相关关系的Copula函数来研究CPI与PPI之间的相依性。 我国学者对Copula函数的研究始于文献 [ 1 ] ，该文献对Copula理论应用在金融领域的可行性进行分析，并在我国股票市场进行了应用研究。文献 [ 2 ] 对金融时间序列时变的相依性结构用Copula理论进行刻画。文献 [ 3 ] 利用Pair Copula-GARCH模型研究了我国商业银行的经营风险。文献 [ 4 ] 利用贝叶斯估计方法，通过对沪深股市的实证研究，发现基于贝叶斯方法的Copula相关结构具有时变性。文献 [ 5 ] 建立了信用风险相关性度量的Copula模型，对信用风险的相关性变化进行描述。 本文利用Copula函数对2011年1月至2016年12月全国月度同比CPI与PPI数据的相关性进行分析。相比之前的研究，在样本数据的采集过程中，主要考虑金融危机爆发后，经济逐渐恢复平稳的CPI与PPI数据，这样更有利于反映当下的经济发展形势。其次，由于金融数据具有尖峰厚尾的性质，所以通过非参数估计法来确定CPI与PPI各自的边缘分布而不是指定拟合的边缘分布。在选择Copula函数时，将选择范围从椭圆族扩大到Archimedean族，以便于更精细地刻画CPI与PPI之间的相关关系。最后，利用经验Copula来代替 χ 2 检验统计量对数据进行拟合优度检验，这也更加符合实际观测数据。
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user: 摘 要 采用单谱分析与交叉谱分析方法对房价与GDP、货币供应周期性进行研究，研究结果表明：① 在1979~2016年期间，GDP增长存在10年左右的中周期和5年左右的短周期；在1991~2016年期间，货币供应M1增长存在3年左右的短周期和9年左右的中周期；在1993~2016年期间，房价存在2~3年的短周期和12年左右的中周期。② 在1993~2016年期间，GDP、货币供应M1的增长与房价增长均在2年周期上存在较强的相关性，并且GDP、M1的增长波动与房价增长波动基本同步。 关键词 :房价，GDP，货币供应，谱分析 Copyright © 2019 by authors 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 对经济时间序列数据进行周期特征分析采用谱分析方法较为适合，从20世纪50年代末开始，国外就有许多学者将该分析方法引入经济学领域 [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] ，取得较多的研究成果。 近10多年来，国内一些学者将谱分析方法运用于房地产市场的周期变动研究。卜胜娟采用谱分析对中国房地产业的周期波动进行了测定 [ 4 ] 。张红、谢娜采用主成分分析与谱分析结合的方法，进行了北京市房地产市场周期研究 [ 5 ] 。张兵以天津市为例，利用因子分析和交叉谱分析方法探讨了城市房价波动的影响因素 [ 6 ] 。但采用谱分析方法对房价与经济发展周期进行分析的研究并不多见。本文结合单谱分析与交叉谱分析方法对房价与GDP、货币供应波动的周期性进行研究，为决策者制定房地产调控政策提供理论支撑。
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user: 2. 数据来源和研究方法 2.1. 数据来源 本文数据来源于国家统计局公布的年度数据，具体包括1979~2016年全国国内生产总值(GDP)的同比增长率，1991~2016年全国货币供应量以狭义货币供应量(M1)替代 1 ，统计其增长率 [ 7 ] ，收集1993~2016年全国商品房平均销售价格(Ph)，测算其增长率，统计整理见表1。 2.2. 研究方法 2.2.1. 单谱分析 谱分析是把时间序列看成由多个不同频率的规则波(正弦波或余弦波)叠加而成，在频域上比较不同频率波的方差大小，通过研究和比较各分量的周期变化，以揭示时间序列的频率结构，掌握其主要波动特征，从而找出波动的主要周期 [ 8 ] [ 9 ] 。 根据谱分析方法的基本原理，对于一个具有平稳随机过程的时间序列 Y t ( t = 1 ， 2 ， ⋯ ， N ) ，通常可用傅立叶级数来拟合，即： y t = A 0 + ∑ t = 1 n ( A m cos 2 π m t / N + B m sin 2 π m t / N ) + ε t ， ( m = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) (1) Table 1 Gross domestic product， money supply and commercial housing sales price growth rat 年份 GDP增长率(%) M1增长率(%) Ph增长率(%) 1993 13.9 38.78 21.26 1994 13 26.17 −1.17 1995 11 16.78 26.37 1996 9.9 18.88 6.34 1997 9.2 22.13 11.55 1998 7.8 11.85 3.56 1999 7.7 17.67 0.19 2000 8.5 15.95 4.92 2001 8.3 12.65 3.51 2002 9.1 18.39 3.72 2003 10 18.67 5.05 2004 10.1 14.09 15.99 2005 11.4 11.78 15.24 2006 12.7 17.48 6.21 2007 14.2 21.05 16.86 2008 9.7 8.95 −1.91 2009 9.4 33.23 24.72 2010 10.6 20.40 5.96 2011 9.5 8.71 5.68 2012 7.9 6.49 8.75 2013 7.8 9.27 7.73 2014 7.3 3.19 1.43 2015 6.9 15.20 9.10 2016 6.7 21.40 11.19 表1. 国内生产总值、货币供应量和商品房销售价格增长率 注：考虑到篇幅的限制，1979~1992年GDP数据未在表中列出；1991~1992年M1数据亦未列出。 其中， t = 1 ， 2 ， ⋯ ， N 为时间序列；N为样本容量，且N = 2n， m = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ；频率为1/N；m/N为以1/N为基波的第m谐波； ε t 为随机误差项。 傅立叶级数拟合方程的系数、Y t 的谱密度及周期长度可以分别表示成： A m = 1 N ∑ t = 1 N X t cos 2 π m t / N ， ( m = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) (2) B m = 1 N ∑ t = 1 N X t sin 2 π m t / N ， ( m = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) (3) I ( f m ) = N ( A m 2 + B m 2 ) ， ( m = 1 ， 2 ， ⋯ ， n ) (4) 周期长度为 [ 10 ] ： max { N [ A m 2 + B m 2 ] → N ， N [ A m 2 + B m 2 ] →     N 2   ， ⋯ ， [ A m 2 + B m 2 ] →     N n     } (5) 2.2.2. 交叉谱分析 交叉谱分析是两个以上平稳经济时间序列频域上的相关关系的谱分析方法，可以用来研究两个不同经济序列在对应频率分量的相关程度以及领先、滞后关系 [ 11 ] [ 12 ] 。 设两个时间序列分别为x和y，则交叉落后自相关系数C xy 和C yx 的计算公式为 [ 10 ] ： C x y = 1 n − k ∑ t = 1 n − k x t − x ¯ S x × y t + k − y ¯ S y (6) C y x = 1 n − k ∑ t = 1 n − k x t + k − x ¯ S x × y t − y ¯ S y (7) 其中 x ¯ = 1 n ∑ t = 1 n x t ， y ¯ = 1 n ∑ t = 1 n y t ， S x = 1 n ∑ t = 1 n ( x t − x ¯ ) 2 ， S y = 1 n ∑ t = 1 n ( y t − y ¯ ) 2 。 (8) 交叉谱的同相谱(设为P)和正交谱(设为Q)的公式为 [ 10 ] ： P j = ( B j / m ) C x y ( 0 ) + ( 1 / 2 ) ∑ k = 1 m λ k [ C x y ( k ) + C y x ( k ) ] cos ( π j k / m ) (9) (10) 振幅(设为A)、位相(设为H)、一致(设为O)的公式为 [ 10 ] ： A j = P j 2 + Q j 2 (11) H j = arctan ( − Q j / P j ) (12) O j = A j 2 / ( S x j × S y j ) (13)
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user: 4. 结论与启示 4.1. 结论 本文基于谱分析方法研究Ph与GDP、M1增长之间的周期波动关系，经分析得到以下结论： 1) 采用单谱分析，在1979~2016年期间，GDP增长有10年左右的中周期，还有5年左右的短周期；在1991~2016年期间，M1增长有3年左右的短周期，还有9年左右的中周期；在1993~2016年期间，房价有2~3年的短周期，还有12年左右的中周期。 2) 采用交叉谱分析，在1993~2016年期间，GDP、M1的增长与房价增长均在2年的周期上存在较强的相关性，并且GDP、M1的增长波动与房价增长波动基本同步。 4.2. 启示 1) 通过对经济周期和房地产周期理论的深入研究，可准确地把握经济周期和房地产周期波动的趋势，及时做出预警，并制定和实施经济运行和房地产市场宏观调控的政策措施，采取相应的反周期策略，进行反向调节，尽可能地减少市场波动带来的危害。 2) 房地产业与其他相关产业关联性强，因此房地产市场的调控，必须运用土地政策，金融政策、税收政策等经济手段和行政手段及法律法规手段对房地产市场实行干预，同时加强住房保障，引导住房理性消费，促进房地产价格稳定，实现房地产市场持续稳定健康发展 [ 18 ] 。
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user: 摘 要 推进“厕所革命”是关系全域旅游发展及满足游客需求的重要举措，成为地方各级政府的主要工作任务。本文以四川省28个已列入国家全域旅游示范区创建单位的州、市、县为对象，以国家厕所革命行动计划要求为标准，运用AHP层次分析法，利用Matlab数据处理，研究所选样本厕所革命推进绩效。研究表明：全域旅游视角下全省厕所革命工作成效显著，但部分地区在空间管理、建设方面仍有不足。旅游厕所建设是四川省推进全域旅游的基础工程以及打造优质旅游的重点工程，本文通过评价研究厕所革命工作绩效，从政府主导、科学规划、生态效益、惠及民生角度，对全域旅游时代新阶段厕所革命工作提出建议措施，以实现全域旅游下厕所革命工作再上台阶。 关键词 :全域旅游创建示范单位，厕所革命，AHP层次分析，质量评价 Copyright © 2019 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 全域旅游时代的来临，对旅游公共基础服务设施的质量提出更高要求，厕所革命是利国利民的大事，以“全域旅游”视角分析厕所革命推进绩效具有重要意义。随着第一个三年行动计划的顺利开展及完成，厕所革命浪潮热度不减，新三年行动计划也应运而生，推动厕所革命向有旅游资源的建档立卡贫困村倾斜 [ 1 ] ，旨在全国范围内进行翻转式厕所新改建工作。根据实地调研结果，目前四川省新改建厕所成果旅游者满意度较高，新改建优秀标杆突出，并具有良好的带头作用；精准扶贫工作指导下，乡村厕所沼气建设改善了农村地区整体卫生水平 [ 2 ] ；目前厕所革命工作仍存在三点突出问题：从空间分布看呈现成点不成线，局部成点不成面态势；从管理运营角度看，管理运营体制较为单一，有待进一步融合“PPP”模式；从建设角度看，部分单位过分理解高质量、高标准要求，厕所呈现奢华之风。 “全域旅游”概念一经提出，得到旅游界学者们的广泛关注。张辉等肯定了全域旅游将区域整体作为完整旅游目的地建设的新模式 [ 3 ] 。厉新建等指出全域旅游的发展基础为资源优化、服务优化、平台优化、管理优化和利益优化 [ 4 ] 。 旅游厕所作为全域旅游发展中必不可少的公共基础服务设施，同样得到学者们的重点关注。戴斌研究得出，2014年游客对旅游厕所的抱怨(占比23.30%)仅次于景区门票 [ 5 ] 。程麟认为旅游公厕是体现旅游城市文明的重要因素，要注重其景观设计、经济价值、文化认同 [ 6 ] 。桂拉旦提出旅游厕所革命要遵循设施合理化、设计景观化、服务人性化、管理规范化、使用文明化的原则，以此优化公厕空间、数量，提高使用效率和服务质量 [ 7 ] 。孙枫等探讨游客对旅游厕所满意度关于基本功能、细节设计、环保特征等7个方面的影响因素 [ 8 ] 。石培华教授指出，厕所革命带来厕所观念、厕所建设、全域旅游、厕所文明、厕所微商业、高新科技、旅游公共服务、管理机制的革命，也是一场全球革命 [ 9 ] 。同时，德国、日本等部分发达国家的公厕建设经验有许多值得借鉴之处。 在上述已有研究中，不同学者对全域旅游、厕所革命分别从不同角度进行了概念研究，但将二者结合所进行的综合研究暂为空白。厕所革命开展以来，四川省厕所革命工作协调组，从工作机制、资金投入、全面督查等确保厕所改建工作顺利开展。旅游厕所建设已成为四川省推进全域旅游的基础工程以及打造品质旅游的重点工程。基于此背景，本文紧扣“全域旅游”战略和“全民厕所革命”行动计划，立足于四川省创建国家全域旅游示范区实际情况，以游客感知价值理论为基础，运用Matlab等软件进行数据统计、图表绘制，进行全域旅游视角下厕所革命推进绩效评价研究，找出全域旅游发展中厕所革命突显的“亮点”、“痛点”、“难点”，力争为四川省厕所革命开展提出可行性思路。
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user: 2. 研究对象概况 截止2018年4月，团队分批深入调查四川省28个全域旅游创建示范单位：甘孜藏族自治州、阿坝藏族自治州、攀枝花市、乐山市、广安市、巴中市、广安市华蓥县、达州市宣汉县、泸州市纳溪区、德阳市绵竹市、广元市青川县及剑阁县、宜宾市长宁县及兴文县、雅安市(石棉县、宝兴县)、绵阳市(平武县、北川羌族自治县、安州区)、成都市(都江堰、邛崃市、新津县、浦江县、崇州市、锦江区、温江区)。样本区域涉及42个景点及5条旅游线路，按照《四川省旅游厕所标准及管理指南》并结合实际情况，将样本划分六大类型，分别为：高山高寒区、旅游城镇、自然景区景点、人文景区景点、旅游乡村、旅游通道 [ 10 ] 。问卷发放总数485份，有效问卷数量348份，有效率高达71.7%。
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user: 3. 厕所革命推进现状评估 3.1. 评价指标框架构建 本文将调查数据用Matlab7.11结合AHP层次分析及动态分析法分析，根据《四川省旅游厕所标准及管理指南》总要求、《四川省旅游厕所质量等级划分与评定实施细则》中10大种类，63小项评分项、实地调查以及发放的问卷结果为基准点，以游客体验为标准，搭建一套适用于厕所工程建设推进的评价指标体系，总结归纳划分为3大指标，9小指标。具体如表1所示： Table 1 Evaluation index system for toilet constructio 目标层 一级指标 二级指标 指标释义 厕所工程建设推进评估 基建完备度A 建筑设计装饰及基本设施服务A1 建筑外观、建材使用、绿化装饰、空间布局、休息室、通风采光、管理间、挂衣物架等厕所工程框架 基础与配套建设A2 供水、供电、排水、排污、气温调节、消防 卫生设施设备及服务A3 大小便设施及辅助卫生设施：冲水设备、净手设备、置物架等 人性化设施与服务A4 第三卫生间、男女厕位比例、无障碍通道、如厕辅助设施等 外围支撑力B 社会经济支撑B1 民间融资、个体户经营、政府集资 政府政策支撑B2 工程发展力C 管维综合服务C1 保洁管理、信息设施与服务、物品管理、收费 特色文化代入C2 综合发展效益C3 使用满意度、社会经济效益、生态效益、文化效益 表1. 厕所工程建设评价指标体系表 3.2. 标度及描述 人们定性区分事物的能力通常用5个属性来表示，结合问卷数据得出的结果将这5个属性划分为：同样重要、稍微重要、较强重要、强烈重要、绝对重要，当需要较高精度时，可以取两个相邻属性之间的数值，得到9个数值，即1~9标度，如表2所示： Table 2 Standard of judgment matrix based on 1~9 scaling metho 重要性标度 含义 1 表示两元素相比，两者具有同等重要性 3 表示两元素相比，前者比后者稍微重要 5 表示两元素相比，前者比后者明显重要 7 表示两元素相比，前者比后者十分重要 9 表示两元素相比，前者比后者极其重要 2、4、6、8 表示相邻判断级的折中值 倒数 若元素i与元素j的重要性之比为a ij ，则元素j与元素i的重要性之比为A ji = 1/a ij 表2. 1~9标度法判断矩阵标准表 通过构建判断矩阵，并进行单层次排序与一致性检验： 1) 利用判断矩阵计算权重系数，计算公式为： w J ¯ = ( ∏ i = 1 n a i j ) 1 n     i ， j = 1 ， 2 ， ⋯ ， 2) 计算判断矩阵的最大特征值，计算公式为： λ max = 1 n ∑ i = 1 n ( ∑ j = 1 n a i j W j ) W i     i ， j = 1 ， 2 ， ⋯ ， n 3) 计算一致性指标CI和一致性比率CR。公式如下： CI = λ max − n n − 1 当n大于2时，用CR 表示矩阵的一致性，且CR = CI/RI，根据计算结果CR < 0.1，因此，一级指标的判断矩阵与一致性检验符合要求。同理，对其他指标的判断矩阵分别做分析，上面均通过一致性检验。 利用公式 CI = ∑ i = 1 m a i CI i ， RI = ∑ i = 1 m a i RI i 进行评价层次总排序一致性检验，CR < 0.1，所以结果具有 很好的一致性。本文的实例的结果为表3，表中总排序即为各个指标所对应的综合权重。 厕所工程建设推进工作评估，主要集中在基建完备度，外围支撑力，工程发展力等相关子系统的各个项目。评价时主要根据各项目得分率的高低进行判断，从而得到图1所示雷达图。 为了消除量纲的影响，本文对各指标进行无量纲化处理，公式如下所示： y i j = x i j − min 1 ≤ i ≤ m x i j max 1 ≤ i ≤ m x i j − min 1 ≤ i ≤ m x i j × 100     ( 1 ≤ i ≤ m ， 1 ≤ j ≤ n ) 式中，表示标准化后的数据，表示第i个指标第j个地区的数据，通过这个方法，可以把原始数据转换成为0~100之间的数值。为保证各类样本评价分数趋于客观公正，再将各类样本无纲量化后数据进行中位值平均滤波法，由此得出各类样本各影响子系统综合排名，如表4所示。 Table 3 The result of hierarchical ordering and the synthetical weigh 目标层 一级指标 层次单排序 二级指标 层次单排序 总排序 厕所工程建设推进评估 A 0.4050 A1 0.1037 0.0420 A2 0.4246 0.1720 A3 0.2535 0.1027 A4 0.2182 0.0884 B 0.1638 B1 0.5744 0.0941 B2 0.4256 0.0697 C 0.4312 C1 0.2039 0.0879 C2 0.2174 0.0937 C3 0.5787 0.2495 表3. 层次排序结果及综合权重 图1. 各项目层次总排序雷达图 Table 4 The overall rank of each subsystem as influence factor for six area 综合评价 基建完备度 外围支撑力 工程发展力 ① 高山高寒 42 13.3 4.38 19 ② 旅游城镇 61 28 10 22 ③ 自然景区景点 49 25.27 5.72 18 ④ 人文景区景点 51 23 7 21 ⑤ 旅游乡村 46 25.5 3.25 15 ⑥ 旅游通道 44 18 7.67 21 建筑设计装饰及基本设施服务 卫生设施设备及服务 基础与配套设施 人性化设施与服务 社会经济支撑 政府政策支撑 管维综合服务 特色文化代入 综合发展效益 ① 高山高寒 1.52 4.58 4.09 3.96 0.24 4.18 4.23 3.37 11.16 ② 旅游城镇 2.15 11.22 8.11 6.40 2.82 6.97 5.89 6.44 10.51 ③ 自然景区景点 1.68 9.72 7.10 5.60 0.17 4.82 4.51 3.19 10.27 ④ 人文景区景点 2.24 12.39 7.68 5.23 0.54 5.48 5.29 5.02 9.94 ⑤ 旅游乡村 1.47 7.67 6.08 7.16 0.00 4.53 5.47 1.76 9.03 ⑥ 旅游通道 1.37 7.73 5.86 3.86 2.51 3.25 4.37 0.81 7.88 表4. 六大类型影响子系统综合排名表
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user: 4. 厕所革命推进现状质量评估分析 结合AHP层次分析及动态分析法，各影响子系统在六大样本区域内评估数据如图2所示： 图2. 六大类型影响子系统综合数据图 由上述数据分析，基建完善度方面，游客评价建筑设计装饰及基本设施服务并不是厕所高质量、高体验的决定性因素，因此在六大类别中综合排序中得分较低(1.37~2.24)；卫生设施设备及服务、基础配套设施、人性化设施与服务是厕所工程建设改革的主体部分，总体排序位居前列，仅有高山高寒区因高原地形、气候、脆弱的生态环境、少数民族特征因素的综合影响，厕所工程建设难度大的影响，得分最低(4.58、4.09、3.96)，旅游城镇、人文景区景点集政策、资金优势在此方面落实推进较好，得分较高；旅游通道厕所在实施三年厕所革命计划以来，改建效果较不明显，各地旅游交通线路、旅游集散地厕所仍不能完全满足游客需求。 在外围支撑力方面，各地为响应国家号召，政策支持力度普遍较高，各地紧锣密鼓的开展厕所革命行动计划，但其中有关旅游通道厕所革命政策贯彻力度稍弱(3.25)；除旅游城镇、旅游通道可通过“PPP模式”引进资金外，各地社会财政经济支撑单薄(0~0.54)，资金来源渠道单一，新改建建设资金压力大。 在工程发展力方面，各地对旅游厕所管理维护综合服务意识均有提升，不少地区建立了长效管理机制；而特色文化代入方面稍有欠缺；在综合发展效益上，厕所革命行动计划的不断推进，利于提升全域旅游时代下旅游公共基础服务设施水平，利于社会的生态保护、提升社会文明素质，同时可激发社会在相关技术上的创新潜力，突破相关技术障碍。
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user: 5. 结论与对策讨论 5.1. 研究结论 卫生设施设备与服务是各地厕所新改建工程最重视、游客体验要求最高的部分。各地在进行厕所革命时，注重新技术的使用，对排泄物进行无害化处理，降低排泄物对环境的影响，其环境综合效益得到认可。 部分地区使用高奢建材，在建筑设计装饰及基本服务方面指标得分高，但层次排序低，即游客认为其不是影响厕所档次高低的决定因素。社会经济的支撑、特色文化代入是厕所革命的短板，新改建工程资金渠道较为单一，导致各地模式单一，财政资金敷出金额较高；各地对当地特质文化挖掘力度不够深刻，与厕所文化景观性融合度有待进一步提高。 因此，未来旅游厕所新改建工程开展时，在保持目前稳步提升的基础上，可进行渠道集资的拓宽，充分利用特质文化打造多元、多样的旅游厕所。在深入分析厕所革命推进绩效现状后，归纳目前工作中存在的突出问题，并针对问题提出可行的建设性意见。 5.2. 对策讨论 首先，从政府着手完善指导性大纲，形成更细致实用的指导指南；以政府为主导，协同景区管理方、企业、社会团体进行市场化运作，扩大融资渠道，促进“PPP模式”网格化发展；鼓励创新使用厕所建设无害化新技术，在满足生态化要求的同时降低工程建设成本；提高社会公众维护厕所卫生的自觉性，营造生态文明健康的社会风气。 其次，景区的管理方应针对景区类型及特性，实行科学化管理；侧重游客体验满意度建设，夯实卫生设施设备及辅助设备的建设基础，合理规划第三卫生间、特殊人群设施设备、母婴室设施等设施数量，保障特殊人士出游权利，体现景区厕所人文关怀；引进数字化管理体系，统计年、季游客变化量，分析游客景点逗留时长，合理布局公厕，确定新改建厕所、流动厕所设置数量，避免景区公厕旺季资源不足、淡季资源浪费的现象；深度挖掘景区文化，厚植特色文化土壤，协同创意展示，将厕所打造为小型文化传播窗口。 再次，省内阿坝州、甘孜州近年来游客人数大幅上升，旅游厕所需求增加，该区域内的厕所新改建工作成为厕所革命开展的重点。高山高寒区应充分利用环保技术，注重生态环境保护；厘清各责任部门相关职能边界，加强对小型景区的针对性监管，做到小而不乱；联合周边少数民族居民，增设沿线特色生态厕所，补贴居民自建厕所，引进沼气技术，同时解决高山高寒区居民薪柴问题，改善少数民族居民生活卫生环境，在潜移默化中加强如厕文明观。 旅游通道厕所建设可以引进社会资金，建设综合服务站，是惠及沿线居民的重要方式。旅游通道厕所加深与光大集团合作，创新服务运营管理模式，打造“光大驿站”，增加沿线居民就业机会；结合房车营地建设，借厕所革命的契机深度融合“旅游 + 交通”，实行多主体、多渠道合作机制；改建旅游集散点、交通集散点公共厕所，整改卫生环境，提供自动存储柜服务，惠及出行旅客，提供全域旅游高满意度体验服务。 旅游乡村及乡村厕所工程要转变乡村居民传统厕所观念，调动居民改建厕所主动性；充分利用沼气技术等能源再生技术，结合农村农业特性，将废物转化为农作物有机肥、旅游乡村绿化肥、鱼塘养殖肥等进行再利用，节约农业投入资金，增加农业收益；改变乡村重改建轻管理的突出问题，建立长效监管责任机制，维护乡村生态宜居、乡风文明、治理有效、发展和谐。
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user: 摘 要 重点分析了老年人居住满意度的环境影响因素。通过整理整合已有的老人居住满意度研究，结果发现可以将居住满意度的因素分为：内部环境、外部环境、基础设施便利程度和污染问题。同时现代化一定程度上会影响老人居住满意度，但是影响较低。且居住满意度将作为环境对老人生活满意度的中介变量。 关键词 :居住满意度，现代化 Copyright © 2019 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 人口老龄化已经成为全球各国共同面对的问题之一。世界上大多数国家，老年(60岁以上)人口数量的增长速度在不断提高。据联合国调查统计，2050年世界人口将会到达90~100亿，其中60岁以上的老年人口数量将达到20亿，65岁以上的人口也将达15亿，很快就会超过5岁以下儿童的人数。 居住满意度一直是环境心理学重要的研究方向，它是一种用来评估感知到的生活质量的指标(Amérigo & Aragonés， 1997)。许多学者认为居住满意度与住宅的内部环境(房子本身)、外部环境(社区条件或周边条件)、邻里关系(社会关系)、安全问题、便利性、基础设施和健康问题(污染)等都密切相关(Siu & Wong， 2001; Loo， 2000; Rioux & Werner， 2011)。另外，居住满意度作为生活满意度的一个重要指标，居住满意度高的人，往往生活满意度也相对较高。但针对老年人的居住满意度和基于居住满意度的生活满意度研究却相对较少，而且相关文章也往往因为分析因素较多(包括住房产权、受教育程度、经济状况、独居或与子女共居等)，对环境因素关注不够。本文将结合全球城市化的大趋势，分析整理已有的研究结果，单独对环境层面的因素进行相对系统的文献综述。
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user: 2. 老人居住满意度的环境影响因素 老人居住满意度受自身人格特点、认知风格、社会关系(邻里关系)和环境的共同作用(Amérigo & Aragonés， 1997)。在不同文献中，老人居住满意度的环境影响因素说法各异，但主要内容基本不变。作者排除人格、社会和治安等因素，大体总结四个环境影响因素如下。 2.1. 内部环境 室内光线、走廊光线、拥挤程度、温度、通风、安全设施、楼梯、楼层管理等室内条件会影响老人的居住满意度(Siu & Wong， 2001; Loo， 2000)。一项针对西班牙中老年人的研究发现，居住满意度与内部环境(如舒适度、大小、采光、隔热性能)有关(Rojo-Perez et al.， 2001)，国内的研究也同样证明了住房面积大小、煤气和暖气等设备会影响老人的满意度(周俊山，尹银，2013)。另外一项针对香港65岁老年人的研究表明，内部条件的影响程度高于外部条件(Phillips， Siu， Yeh， & Cheng， 2005)。内部条件的重要性如此之大，可能与老人活动能力和活动意愿低相关。他们的基本生活区域都在住宅内和住宅附近，因此更加重视内部环境。研究结果表明，要提高老年人的居住满意度，必须优先改善住宅内部问题。 2.2. 外部环境 一项针对西班牙316名50岁老人的研究发现，老人的居住满意度不仅考虑室内环境，还考虑外部环境，如对公共空间、休息区、绿地和人行道等的外部环境评价也是老人居住满意度的预测指标(Fernández-Portero， Alarcón， & Padura， 2017)。已有大量的文献综述认为，邻里环境的外观外貌是老年人对环境和总体满意度评价的重要基础(Kahana， Lovegreen， Kahana， & Kahana， 2003)。一项针对马德里的老年人(65~85岁)的研究也证明了这个观点：老年人关注自己住宅的外部环境，如街道状况、停车场拥挤程度(Rojo-Perez et al， 2001)。 外部环境是老年人居住满意度的一个不可或缺的部分，近年来人口增长和汽车增加带来了拥挤问题，绿植和公园等美化环境的成分在也似乎有减无增，严重影响了老人的满意度和幸福感。外部环境恶化对老人带来的消极影响，却未引起大部分人的重视，改善外部环境任重而道远。 2.3. 基础设施便捷程度 研究表明，老年人的住房选择与当地设施的便利程度呈显著相关作用(Hunt， Merrill， & Gilker， 1994)。距离是老人生活的一个重要指标，它影响对商店、服务和社交设施的可达性(Sýkorová， 2008)，安全、可支付和运转高效的交通条件(包括步行和交通工具)对于老人来说十分重要。在一项对中国6个社区老人的调查中发现，社区的服务优度和服务可及度这两个因子，能一定程度上预测城市老年人的居家养老满意度(颜秉秋，高晓路，2013)。 总之，基础设施的位置、距离基础设施的距离、交通流畅和安全度等，都会影响老年人的居住满意度。已有研究认为这是因为老年人的流动能力受限，但也还可能是因为老人的生活圈较小。因此几个基础设施(如商场、菜市场、药店)自然成了较为重要的目的地，它们的基础设施的便捷程度才受到了老人的重视。 2.4. 污染问题 越来越多的学者认为居住满意度，除了与住宅的内外环境有关，还与当地的健康问题密切相关。一项对香港65岁老年人口的研究结果显示，外部污染问题会影响老人的居住满意度(Phillips， Siu， Yeh， & Cheng， 2005)。另一项研究，利用中国综合社会调查(2013年)以及中国环境监测总站空气质量指数2013年历史数据，运行有序离散选择模型，结果发现空气质量对老年人的影响显著，对城市的低收入老年人的影响尤为显著(笪舒扬，2016)。近年来光污染、噪声污染，水污染、空气污染等问题，不断肆虐威胁着人类身心健康，减轻环境污染、改善环境质量的工作迫在眉睫。
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user: 3. 城市化进程对老人居住满意度的影响 3.1. 城市化带来的影响——以战后社会主义国家为例 城市一直是人类生活的中心聚集地，伴随着几十年的城市化进程，历史上第一次生活在城市的人比农村地区多。而且到2050年，全球城市人口的比例预计超过66%，将高于1950年的30%。目前最受影响的国家可能是二战后的社会主义国家了，苏联解体后这些国家不得不试图建立市场经济、发展城市化，甚至有的寻找生存的新方式，重新变回资本主义国家。中欧和东欧地区的后社会主义国家在1990年开始，旅游业的快速发展和营利性公司的入侵，大幅改变了当地的居住环境、自然景观和基础设施服务功能(Enyedi， 1998; Ouředníček & Temelová， 2009; Ruoppila & Kährik， 2003; Temelová， Novák， Ouředníček， & Puldová， 2011)。城市化带来了多元服务、更短的交通距离和更好的人行道(Föbker & Grotz， 2006; Patterson & Chapman， 2004)，但也带来了生活成本高、犯罪频发、交通繁忙和社会交往弱化(Fokkema， Gierveld， & Nijkamp， 1996)。 一项根据基础设施、公共安全、社会支持和住房本身四维度，对布拉格两个城市225名老人的居住满意度的研究发现，老人对当地的设施(最重要是药店和食品店)和住宅的内部环境较为满意；然而对偶尔的公共空间拥挤程度表示困扰，尤其当游客增加时(Temelová & Dvořáková， 2012)。综合而言，作为战后社会主义国家的典型代表捷克首都布拉格，老人对快速变化的居住环境的满意度较高，未明显恶化(Temelová & Dvořáková， 2012)。 3.2. 中国城市化的影响 中国同样是战后的社会主义国家，作为世界第二大经济体，也面临着如何合理城市化这一重大难题。国内的研究显示，老人主要对居住环境拥挤和污染问题严重表示不悦，对城市化的其他方面并没有太大的抱怨。结合布拉格和中国的研究结果，中国政府最应致力于降低房价，开发更多土地以供住房和公共空间使用，以减少拥挤问题；同时也需要努力减弱环境污染，如北京的雾霾现象。这才是提高老人的居住满意度最佳方式。 3.3. 深圳老人居民满意度 改革开放使深圳在40年间从渔村发展为大都市，城市化的进程速度之快、程度之巨远远超过大多数城市。一项利用“老年人生活质量调查表”的研究发现，深圳宝安区1055名老人中89.1%的居住条件良好(徐涛，2003)，但对于心理因素——居住满意度探讨较少。另一项研究表明，截至2010年，深圳既有居民对室内环境、室外环境、公共配套、交通出现和物业管理五个维度的满意度都较均衡，平均分在60~70之间，其中最不满意的是室外环境，不满意比例达18.66% (郭永聪，郑剑娇，刘刚，王佳亮，周青峰，2014)，不过该研究并未对老人这一特殊群体进一步调查。
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user: 4. 老人居住满意度能预测生活满意度 一项针对西班牙316名50岁老人的研究显示，内部环境(室内照明、温度、通风、电梯等)和广义的外部环境(包括外界环境、基础设施和污染问题)的都会影响居住满意度，而居住满意度将作为中介变量最终影响生活满意度(Fernández-Portero， Alarcón， & Padura， 2017) (如图1所示)。 图1. 居住满意度在居住环境与生活满意度之间作用的中介作用 预期也在其中发挥了巨大的作用，一旦老人感觉居住环境与预期不同，居住满意度将会降低，生活满意度将严重受损(Fernández-Portero， Alarcón， & Padura， 2017)，对中国香港的老人的研究也证明了预期的作用(Phillips， Siu， Yeh， & Cheng， 2005)。因此提高居住环境质量、适当降低预期或许是提高生活满意度的方法。
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user: 5. 总结与展望 老人的居住满意度受内部环境、外部环境、基础设施便利程度和污染问题的影响。城市化进程在其中也扮演着一定作用，主要通过影响拥挤和污染程度给居住满意度带来影响。不过从研究结果来看，老人并未过多对城市化表示困扰。 中国已经进入了老龄化社会，近几年来空巢老人、归巢老人、迁居不适等问题成为了中国的热点话题之一，于情于理都必须要关心重视这一群体。高的生活满意度能促进老人的身心健康和减轻子女对老人的担忧，政府需要从老年人的实际需求出发改善环境，比如增加住房面积、减少环境污染和提高基础设施的便利性，从而提高老年人的居住满意度和生活满意度，营造一个对老年群体更有保障的社会。
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user: 摘 要 在中央提出了推进农村一二三产业融合发展的重大政策导向下，本文探讨了一二三产业融合的提出背景、意义、理论模式，在理论指导下，结合黑龙江省农村融合发展现状，提出适合黑龙江省农业发展现状的一二三产业融合实现的对策及建议。 关键词 :产业融合，一二三产业，发展 Copyright © 2019 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 习近平总书记在十九大报告中指出：要坚持农业农村优先发展，按照产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕的总要求，建立健全城乡融合发展体制机制和政策体系，加快推进农业农村现代化。促进农村一二三产业融合发展，支持和鼓励农民就业创业，拓宽增收渠道。
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user: 2. 一二三产业融合的推进背景 近年来，随着各项经济的发展，我国农业产业的发展也得到了提高，发展过程中越来越重视产业的融合，并且与第二三产业的融合越来越密切，但从整体来说，农业产业的融合仍处于初级阶段，融合的深度、广度、生产环节以及加工环节都远远落后于发达国家，产业融合是大力发展农业产业，切实增加农民收入的必经之路。 农村一二三产业融合是产业融合在农村农业方面的实际应用。赵海认为农村一二三产业融合是日本农业“六次产业化”的升级版，是农业产业化的拓展版 [ 1 ]。赵霞和姜利娜总结了荷兰通过发展集约农业，构建高效的农业产业链，发展创意农业，建设有活力的“新农村”，建立农民合作组织和高度发达的农业知识创新体系，促进了农村一二三产业的深度融合的经验 [ 2 ]。姜长云详细分析了日本农业“六次产业化”的重点与特色，并提出了我国推进农村一二三产业融合发展与日本推进“六次产业化”的异同点，对当前各地推进农村一二三产业融合发展的实践具有指导意义 [ 3 ]。郑媛榕指出龙头企业、农民合作社、家庭农场等新型农业经营主体逐渐壮大，农业科技加速更新、扩散，农村一二三产业呈现出融合态势 [ 4 ]。国内学者聚焦于“六次产业”，就农村一二三产业融合的内涵展开讨论，形成相对统一的观点。肖铜提出发展龙头企业、建设规模基地、创新农企联结方式是推动三产融合发展、发展现代农业的路径选择根据第一、第二、第三产业在农村一二三产业融合发展中的地位和组合方式将融合发展路径归结为按顺向融合方式延伸农业产业链、按逆向融合方式延伸农业产业链、农业产业化集群型融合、农业功能拓展型融合和服务业引领型融合等 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] [ 9 ]。吕岩威指出，农村一二三产业融合路径有纵向一体化、工商本引领、龙头企业引导、现代电商平台 [ 10 ] [ 11 ] [ 12 ]。戴春指出在发展产业融合的实践方面可通过提升新型经营组织的创新意识和能力、市场导向意识、加大政府政策支持与引导这三种路径来实现 [ 13 ]。 综上，我国农村一二三产业融合发展呈现出多样化的融合模式，农村一二三产业融合是技术、产业、服务和市场多层面的互补重组，经营主体始终是坚守农业领域的新农民；农村一二三产业融合发展的不同路径选择都离不开技术创新、理念创新，都依赖于农业现代化、农业生态化水平提升；一二三产业融合的发展路径要遵循因地制宜，因时制宜的原则，对不同地区、不同行业要探索出适应其实际情况的发展路径。