DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 背景工程 2.1. 背景工程介绍 相对于小跨径简支梁桥，在拓宽过程中，其影响因素较为单一，结构刚度与变形等需要的结构和构造处理也相对容易。而大跨径连续桥梁则多因素影响明显。因此本文选择分析对象桥梁为三跨等宽变截面预应力混凝土连续箱梁桥，跨径组合85 m + 125 m + 85 m，全长295 m。两幅桥宽均为12.75 m，桥面间间隔为150 cm。道路等级为一级公路，设计车速为100 km/h，设计荷载为汽车超-20级，验算荷载取挂车-120 [ 11 ] 。桥梁整体布置图如图1所示，桥梁的关键截面图如图2所示。拼接缝设置考虑施工及后期受力，参考原有桥梁横向布置，综合各方面因素也取接缝宽10 cm，拼接厚度20 cm。本文重点关注上部结构的处理，下部基础除基础沉降差异外，连接设置不作分析。 拼接缝受力为新旧桥间的受力差或变形差所引起。为了获取拼接后接缝的应力状态，需要掌握既有桥梁与新桥在拼接前和拼接后的状态。为此研究的方法是先分析既有桥梁的实际受力状态和在各因素作用下的变形或应力状态，以此为基准来分析新桥建成后及拼接缝施工前、施工完成、施工后一段时间(如10年)的受力状态，分别对应拼接前后接缝的受力差异、拼接后受新桥长期性能变化影响导致的缝受力差异 [ 12 ] - [ 14 ] 。由于拼接缝受力为多向多尺度影响，因此采用Midas/Civil空间有限元程序进行分析。 2.2. 旧桥既有状态 关于该桥的计算分析，计算模型采用梁单元，一共有385个节点和384个单元。其边界条件按照实际桥梁支座设置，即其中一中墩支座设置铰结外，其他支座设置竖向约束和横桥向约束。由于实际关注的是后期影响，因此在计算过程中不考虑施工过程，该桥的成桥模型如图3所示。 图4和图5分别为旧桥在持久状况正常使用极限状态荷载效应组合下的竖向变形包络图和持久状况正常使用极限状态自重作用下竖向变形图。图4和图5为各跨的竖向变形如表1所示。 按规范JTG D62-2004第7.1.1条 [ 9 ] ：按持久状况设计的预应力混凝土受弯构件，应计算其使用阶段正截面混凝土的法向压应力、受拉区钢筋的拉应力和斜截面混凝土的主压应力，并不得超过规范规定的允许值(图6)。在使用荷载作用下，持久状态下预应力混凝土构件的法向压应力容许值为(扣除全部预应力损失)应符合下列规定：σ pc ≤ 0.5f ck = 0.5 × 32.4 = 16.2 MPa。 图1. 桥梁的立面和平面图 图2. 桥梁的剖面图 图3. 老桥拼接前有限元模型图 图4. 短期荷载作用下竖向变形包络图 图5. 自重长期作用下竖向变形图 Table 1 The vertical deformation at different span (unit: mm 项目 左边跨 中跨 右边跨 短期荷载作用下竖向变形 45.119 −60.56 45.007 自重长期作用下竖向变形 −60.734 −154.601 −60.734 表1. 各跨的竖向变形(单位：mm) 图6. 长期状况下混凝土法向压应力图 从图6可以看出，在荷载长期效应组合下，箱梁最大法向压应力值为σ pc = 16.36 MPa > 16.2 MPa，则持久状态下预应力混凝土构件的法向压应力不满足该要求。鉴于原有设计是依据85规范，此处按04规范验算，且超限范围和截面区间较少，认为基本满足。在使用荷载作用下，持久状态下预应力混凝土构件的主压应力容许值为：σ cp ≤ 0.6f ck = 0.6 × 32.4 = 19.44 MPa。在荷载长期效应组合下，箱梁最大主压应力值为σ pc = 16.36 MPa < 19.44 MPa，则持久状态下预应力混凝土构件的主压应力满足该要求。 由规范JTG D62-2004第7.2.8条 [ 9 ] ，按短暂状况设计时，预应力混凝土构件，预应力和构件自重等施工荷载作用下，截面边缘的混凝土的法向应力应满足下列要求(图7和图8)：其中压应力：σ = ≤0.7f ck ' = 0.7 × 32.4 = 22.68 MPa；拉应力：σ tct ≤ 1.15f tk ' = 1.15 × 2.65 = 3.05 MPa。 该模型只是进行成桥受力状况分析，没有考虑施工阶段，这里只给出在成桥状态下箱的轴向应力。从图可以看出，成桥在短期荷载作用下，轴向最大和最小压应力分别是2.5 MPa和−16.70 MPa，满足要求。
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user: 3. 拼接缝影响因素分析 众所周知，大跨径预应力混凝土桥梁受混凝土收缩徐变、预应力损失影响明显。而这些影响因素与时间直接相关，主要表现在成桥初期增长较快，一定时间期趋向于稳定。此处通过拼接缝完成时、完成一段时间(0.5年)，完成1年和完成10年来对比分析拼接缝受力随时间变化的规律。同时通过单因素影响的对比，判断各因素影响大小。 3.1. 新旧桥拼接整体模型 在模拟拼接过程中，新桥采用与旧桥完全相同的模型。拼接缝采用板单元模拟。与主梁采用刚性连接形式实现变形协调。由于在分析中，需要考虑新桥成桥初期对应的拼接缝和新桥成桥后期(成桥10年)的拼接缝受力，因此，需要进行主要施工阶段的模拟，尤其是拼接施工前、施工完成后，以及成桥10年后的模拟。拼接桥的成桥模型如图9所示。 由于新桥采用和旧桥完全相同的结构设计，因此，新桥成桥时，其在接缝完成前的状态与上述旧桥既有状态完全相同，此处不再作对比分析。一旦接缝施工完成，受新旧桥的成桥时间差异性，必然会产生相互作用，而其作用是通过拼接缝来传递或实现。因此，接缝完成后才是研究重点。考虑到拼接缝位于桥面部位，因此新旧桥桥面部位的变形差或应力差则是对拼接缝的直接作用。 3.2. 时间对变形的影响分析 受收缩徐变等不同因素的影响，新旧桥必然存在变形差异性，必然导致拼接缝受到不利影响。图10示出了拉接缝完成到0.5年、1年、2年、6年和10年后新旧桥变形差值变化情况。可以清楚看出新旧桥 图7. 短期状况下成桥混凝土法向最小应力图 图8. 短期状况下成桥混凝土法向最大应力图 图9. 新旧桥拼接后有限元模型图 图10. 拼接完成不同时间后的新旧桥变形差 的变形差并不是根据通常想象的表现在早期受收缩徐变影响大而明显，反面是基本在几年以后才趋于稳定。拼接缝完成到拼接前2年内，出现新桥的变形差的反转。究其原因应该是收缩徐变的影响表现在两个方面，一是拼接缝自身的收缩徐变作用，二是新桥的收缩徐变作用。 3.3. 桥梁无缝拼接应力分析 对应新旧桥变形差值的则是新旧桥间的应力差值，即是在拼接缝处产生相应的应力影响。为了明显各因素的影响，借助软件分别读取各因素作用下的相应影响大小，从而定量分析影响程度。结合上述变形规律，本文仅以拼接后2年内的应和变化结果来进行对比分析(图11)。 图11. 不同阶段后新旧桥上缘应力差 从图11可以清楚看出，边跨和中跨，甚至不同支座截面位置的应力变化十分明显。具体表现在拼接完初期至一年期间，上缘应力差值方向发生改变，且主要是边跨和中跨跨中变化明显。但到拼接完2年时间后，却以各支座附近的应力差表现明显。分析其原因是收缩徐变影响，导致新桥跨中下挠明显，而此时因为已成桥10年以上且变形稳定。同时受收缩徐变影响，中支座负弯矩区的影响增大，负弯矩区的应力改变相对于旧桥的增长使得同样出现明显变化。 需要注意的是，随时间变化，边跨端支座附近截面的应力变化在2年以后出现较大的跳跃式增长，这与新桥的变形影响通过拼接缝受旧桥限制，新桥截面转动受到约束，其截面应力差明显。
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user: 4. 结论 1) 相对于小跨径桥梁，大跨径连续梁桥受其截面刚度影响，导致在不同跨间出现不同的变形影响致使拼接缝的受力更加复杂，且变化规律会因时间变化在跨中和支座截面是不同的。 2) 对于大跨径连续梁桥，受收缩徐变的影响，中跨变形差异导致的拼接缝受力最为明显，新旧桥产生的竖向变向差直接导致拼接缝承受较大剪应力。 3) 受收缩徐变和预应力损失的影响，新桥的纵向变形引起边跨的拼接缝横向受力较大，而在中跨则基本不存在，这个可以边跨端支座截面应力和变形规律来判断。 4) 从新桥成桥接缝完成与接缝完成10年后的比较可知，期间的应力调整是明显的。这也为借助延期施工拼接缝来调整拼接缝受力提供了思路。
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user: 摘 要 食品安全与人们的身心健康息息相关。为保障人们的食品安全，加大食品安全监管力度则成为政府及其主管部门、社会公众义不容辞的责任。针对黑龙江省食品安全监管存在法律法规执行力较低、监管部门职责不明确、对乡镇监管力度不足、小作坊食品隐患较大和社会公众维权意识差等问题，提出了运用法律监管手段、完善食品监管体系、提高监管人员素质和增强公众监管理念等强化黑龙江省食品安全监管的基本对策。 关键词 :黑龙江省，食品安全，食品监管，监管人员，公众监管
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user: 1. 引言 常言道，“国以民为本，民以食为天”。食品的供给和质量是关系国计民生的政治与社会问题，人们的健康状况、生命安全与食品安全密切相关。近年来，党中央、国务院极为重视食品安全的问题，黑龙江省委省政府及其有关部门也始终将食品安全作为一项重要的工作，出台了《黑龙江省食品安全条例》《黑龙江省食品安全举报奖励办法(试行)》《黑龙江省经营领域食用农产品质量安全管理办法(试行)》等法律法规，以加强食品安全的监管工作，食品放心工程得到强化，食品安全趋于好转。但目前黑龙江省食品安全的危机事件依然时有发生，如哈尔滨信诚食品公司涉嫌无证生产，齐齐哈尔市黑心商贩销售毒豆芽，哈尔滨辣游记九宫格火锅店菌类不清洗上桌和阿城庆客隆超市销售不合格食品，以及绥化市和五常市分别查获的65.34吨劣质大豆油和300余公斤私盐等，说明了食品安全的市场机制、监管体制和监测检验机制存在一定的问题。因此，黑龙江省各级地方政府及其食品安全监管部门，必须高度重视食品安全，在市场经济环境中探索行之有效的食品安全监管的新举措。
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user: 2. 黑龙江省食品安全监管的基本状况 黑龙江省位于中国的最东北部，拥有47.3万平方千米的土地，其中耕地面积11.87万平方千米，约占全省用地的25%，是中国的粮食主产区。黑龙江省的土壤是全球著名的三大黑土地之一，土地条件居全国之首。黑土地上孕育着众多的、能满足人民生存生活需要的农作物，是一个食品产出及再加工的大省，目前全省积极拓展和扶持了各种类型的食品生产企业一万余家 [ 1 ] 。2015年4月我国第十二届全国人民代表大会常务委员会第十四次会议通过了修订的《食品安全法》，从国家到地方各级政府及有关部门都极为重视食品安全的监管工作。截止到2015年9月，黑龙江省食品药品监督管理局进行了15期的食品安全抽检，这里列举其中11期的抽查检验结果如下(详见表1)。 从表1可以看出：2015年黑龙江省食品药品监督管理局第11期抽查1452批次，其中合格产品1404批次、不合格产品48批次，增加了检测次数和整治力度，加强了对食品安全的监管工作。可以说，黑龙江省已建立了较为完善的食品安全监督、检测体系，食品安全环境得到了有效的改善，食品安全的形势趋于好转。但食品安全危机事件仍有发生，说明黑龙江省食品安全监管工作还存在一定的问题。
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user: 4. 强化黑龙江省食品安全监管的基本对策 4.1. 运用法律监管手段，切实保障食品安全 我国新修订的《食品安全法》于2015年10月1日起正式施行，新食品安全法是提高人们食品安全和生活质量的保障。黑龙江省应围绕着新的食品安全法，建立一个更加合理有效的法律体系，制定与完善食品安全生产和监控管理技术标准，并从法制层面规范食品从业者的自主意识，引导正确的生产经营行为，使其生产经营管理有法可依、违法必究。 在实际食品安全监管工作中，要把好食品市场准入关，严格按照食品安全规定限定农产品的农药化肥喷洒量，以及农产品初加工和深加工的各类菌落总数和食品添加剂的含量，对通过食品检验认证的放心食品允许进入市场。监管部门应加大食品安全尤其对乡镇小企业的整治和处罚力度，严格依法监管与惩处，坚决杜绝“人情、关系”监管问题。 4.2. 完善食品监管体系，规范食品安全检测 黑龙江省重视食品安全检测能力建设工作，2014年有14个项目列入省级规划，同时精心组织全省各县市开展食品检验机构的资源整合试点工作，不断加强食品药品安全应急体系建设，目前形成了相对健全的省市县三级监管监测组织体系[ 5 ] 。为更有效地进行食品安全监管工作，还应进一步整合各部门资源，形成职责分工明确、工作协调有序的监管机制，避免监管重复及人员资源浪费等问题。由省食品药品监督管理局牵头，定期或不定期召开各职能部门协调工作会议，解决重复或无人监管问题，从而节约行政成本、提高监管效率。 此外，全省各级食品药品监管部门应加大定期或不定期抽检的力度，从源头抓起，扩大食品的抽检范围，特别要覆盖到乡村或小作坊，并将抽检结果及时面向社会公示，同时对不法商家和企业加大处罚力度，以使食品生产经营者加强自我管理、信守承诺，不断提升食品安全质量与服务水平，让消费者买得放心、食之安心，做到真正意义上的杜绝或减少有害于人们身心健康食品不安全事件的发生。 4.3. 提高监管人员素质，加大监管执法力度 黑龙江省各级政府及主管部门加强食品安全管理人员的技能与教育培训，可采取集中学习、专家讲座、座谈讨论、警示教育、省情教育等多种方式，切实提高其服务和管理水平，树立“以人为本、为民服务”理念、增强工作的责任感和使命感；在食品安全培训教育工作中，对做得好的单位和个人给予表彰、奖励，并及时总结推广成功的经验，对不履行职责、不合规的给予通报批评或惩处。 进一步建立与完善食品安全管理人员考评制度，并将各级食品安全监管及检验技术专业人员技能培训、工作业绩等情况进入个人档案。考评内容包括学习态度和业务能力，如政治理论、政策法规、文化基础、业务管理、技能水平及解决问题能力等情况。应坚持分类与分级、定量与定性考核相结合，坚持述学、评学和考学相结合，坚持培训与干部上岗、考核、提拔和任用相结合的培训考核评估机制。 此外，应增派相关技术人员到各乡村的小企业中，对农村种植农作物人员和生产加工人员进行有效的法律法规及食品卫生安全培训；制定一套较为合理的食品安全监管办法，从食品生产源头环节加强对食品安全违法行为的惩罚力度，特别是对于故意制造假冒伪劣的有害食品的企业和从业人员必须依法严惩，即按照法律规定的处罚上限进行惩处，必须加大对食品安全责任人的责任追究力度。 4.4. 增强公众监督理念，构建优良监管环境 黑龙江省各级政府及其主管部门在食品安全监管过程中起到了积极的主导作用，但仅依靠政府无法真正达到消灭食品安全监管死角的目的。因此，各级政府及其主管部门应加强对社会公众食品安全的宣传工作，如在广播、电视、报刊等新闻媒体中宣传食品安全、食品安全法律和消费者维护自身利益的重要性，增强公众监督理念，树立消费者维权意识，让消费者更加清晰、深刻了解相关食品安全知识，以有效地区别安全食品和问题食品，让消费者知晓运用行政或法律手段来维护自身的权益。 为提高社会各界、行业及广大人民群众参与监管食品安全的积极性，应建立由政府、企业、学者和消费者共同参与食品安全新的管理模式，并制定必要的、可操作的、强制性政策和规则；建立黑龙江省食品领域相关的科研人员、专家学者和消费者交流机制，积极吸纳食品相关行业人员及其充分反映公众利益的意见；建立与完善有奖举报制度，对发现食品安全隐患及其良策建议者，给予一定的奖励，鼓励消费者积极参与食品安全的监管活动，通过奖励机制来提升社会公众的自我保护与维权意识。
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user: 摘 要 货运量预测是制定合理物流计划的重要内容。本文以A物流公司的历史货运量为例，主要基于趋势外推法和季节分解法来进行研究，建立趋势预测单项模型和季节分解-趋势外推的组合模型。探讨对时间序列的短期趋势预测是直接曲线拟合还是“剔除”季节性后再拟合，对于趋势模型的选择，对比多项式拟合和Logistic曲线拟合的效果，同时假设季节因素对每个月的影响是不变的，最终构建四个预测模型，通过比较四种模型的拟合优度来评判出合适的预测模型。预测结果证明组合模型的拟合效果要比单项模型的要好。 关键词 :趋势外推法，季节分解法，Logistic曲线，货运量预测
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user: 1. 引言 货运量是指在一定时期内运输企业实际产生的货物的数量。对物流企业来说，一定时期内的货运量的大小能反映企业的运营的好坏。对货运量进行预测是物流企业经营决策的重要前提，通过合理预测，物流企业还可以有效利用各种资源来降低成本，在满足顾客需求的前提下获得最大利润。所以，货运量预测对物流企业是十分重要的。 据统计，到目前为止，国内外应用于货运量预测的方法多达300多种。主要有时间序列预测法、灰色预测法、回归分析法、神经网络法和组合预测法。从相关性研究方面来看，Russo F在考虑了供需关系、经济政策等多种影响因素的情况下，结合宏观经济以及运输模式建立了意大利综合货运需求模型[ 1 ] 。王红，宋凤杰运用指数平滑法和灰色预测法对港口吞吐量进行建模预测，并提出了拟合精度更高、更适合短期预测的修正的灰色模型[ 2 ] 。Bashi：Z.和EL. Hawary M.E.提出运用一种动态神经网络模型预测交通流量，并且得到了较好的预测结果[ 3 ] 。在时间序列预测方面，Box和Jenkins为预测交通流量构建了ARIMA模型，第二年Cullinance构造了预测短期生成货运量的Box_Jenkins [ 4 ] 。白世贞，刘莉等人以哈尔滨市物流需求数据为例，构造了基于季节指数和灰色模型的物流需求预测方法[ 5 ] 。关宏志等提出了货物运输需求量的预测在理论和方法上和客流需求量的预测有所不同的依据，并结合我国物流业的发展现状，对货物运输量预测方法研究的发展方向进行了展望[ 6 ] 。陈治亚等运用BP人工神经网络理论建立了用于物流需求规模预测的模型，为物流需求规模的预测提供了新的思路[ 7 ] 。陈实运用移动平均、指数平滑、回归和组合模型等对山东的货运量进行了预测，并提出了一个可靠的组合预测模型[ 8 ] 。 研究货运量预测的文献较多的是从国家、区域和交通通道等宏观层面，针对物流企业进行货运量预测的较少[ 9 ] [ 10 ] 。物流企业货运量需求预测是其运营决策的基础，研究物流企业货运量随季节性波动的时间序列需求预测，对这一类企业的经营决策有重要意义。本文以某物流公司的历史货运量数据为基础，研究基于趋势外推法和季节分解法探讨物流企业货运量需求预测问题。
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user: 2. 理论基础 本文主要关注时间序列预测法中的趋势外推模型和季节性波动分解模型的组合模型。时间序列是指将某一事物发展的数值按其发生的时间的先后顺序排列形成的数列。时间序列预测法即根据历史数据对未来进行预测。任何时间序列从要素上可以被划分为四个部分：趋势(T)、周期(C)、季节性(S)和随机元素(R)。这四种成分的随意组合，可以将季节性时间序列分为加法模型和乘法模型[ 11 ] ： (1) (2) 本文不考虑经济长周期，而只考虑年为周期的正常经济活动，故季节性也体现在该周期内。公式(1)和(2)里面的C与S就合二为一了。 2.1. 趋势外推模型 在对社会统计资料进行分析时可以发现，经济现象总是随着时间的变化呈现出某种上升或是下降的趋势，并且没有明显的季节波动，那么我们可以通过一条曲线来描述这种变化。再对这条曲线建立相应的数学模型，即趋势预测模型。在本文中主要讨论多项式模型和Logistic模型。 (1) 多项式模型： (3) (2) Logistic模型： ，其中K为饱和值(4) 2.2. 季节分解法 季节分解预测法又称为季节因素预测法或是季节指数预测法。系统内部的周期性运动、变化规律和系统外部的环境的季节性作用共同导致了季节性的波动。季节分解预测法能够既考虑到季节指数的趋势变化，还能充分发挥已知数据的信息价值。季节分解预测法的思路分为三个步骤：第一步，“剔除”季节性并预测长期趋势值；第二步，计算季节指数；第三步，通过方法让季节性在趋势上反应出来，达到预测的效果。 首先“剔除”趋势，在选择究竟是加法还是乘法模型时，高孝伟认为加法模型比乘法模型更加合理[ 12 ] 。故在本文中采用加法模型。 (5) 考虑到货运量与经济之间的密切关系，而且依据数据的周期特性，确定周期 ，在这里我们采取季节性的12个月周期而忽略周期性成分。故有： (6) 得到季节性与随机元素的组合 ，然后用 除以 即为每个月的季节因子 。 (7) 假设不同年度的相同月份的季节影响是一样的，即 ，则我们可以通过求三组季节因素的平均值来求得每个月的季节因子[ 13 ] ： (8) 即当 时， 为1月份的季节因子： (9) 按照以上方法，我们求出了趋势模型和季节因子，故我们建立预测模型： (10)
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user: 3. 模型应用 3.1. 数据描述 A物流公司主要经营国内的公路零担货物运输业务。目前运输服务的线路基本上覆盖了全国各个省、市、自治区，服务网络遍及全国，已开设直营网点5000多家，自有的营运车辆近9000台，分布在全国的转运中心的总面积超过100万平方米。A公司在2011年的货物吞吐量达到近500万吨。本文数据是A公司自2009年1月至2011年12月共36个月的货运量记录。时间序列记为： 。 样本的时间序列图如图1所示。从图可以看出货运量随着时间的推移有明显的不断上升的趋势，而且每年的1~2月和6~7月的货运量都是全年最低的，4~5月和10~11月的货运量是一年中最多的，故序列存在着明显的季节波动现象。 3.2. 模型建立 3.2.1. 趋势模型建立 本节内容分为两部分，第一部分是建立趋势模型，第二部分是计算季节因子。其中，趋势模型的建立运用趋势外推单项模型和外推模型与季节分解模型的组合模型。单项模型基于多项式和Logistic曲线的直接趋势外推模型，组合模型先运用季节分解模型得到“剔除”了季节性的趋势序列，再进行趋势拟合。 (1) 直接趋势外推建模 A) 用多项式模型分别进行拟合，拟合效果如图2所示。对拟合模型进行参数检验，其中二次、三次模型的拟合度相等，而且拟合优度要高于线性模型。如表1所示。 图1. 时序图 进一步发现二次模型和三次模型的系数t值和相应p值均大于临界值，说明当使用二次和三次模型时系数是不显著的，即统计没有意义。故选用线性方程来建立趋势模型。 模型一： B) Logistic曲线拟合要输入上限值，故令K取不同值。输出结果如表2所示。 当K = 3700000时R 2 是最大的，建立Logistic曲线模型为。 模型二： (2) 季节分解模型与趋势外推模型组合建模 运用Eviews8.0的X-12法进行季节分解。SER01_SA表示季节调整后的序列，SER01_SF表示季节因子序列，SER01_TC表示趋势与循环波动叠加序列，SER01_IR表示不规则的波动。如图3所示。 A) 对SER01_TC进行多项式趋势拟合，结果如表3。 其中二次和三次模型的系数t值和相应p值均大于临界值，故选用线性模型来建立趋势模型。 模型三： 图2. 多项式模型拟合图 Table 1 Polynomial model aggregation and parameter tes 方程 模型汇总 参数估计值 R方 F df1 df2 Sig. 常数 b1 b2 b3 线性 0.676 70.780 1 34 0.000 902，948.933 62，328.423 二次 0.678 34.775 2 33 0.000 803，570.406 78，019.769 −424.090 三次 0.678 22.483 3 32 0.000 791，283.313 81，751.564 −672.817 4.482 表1. 多项式模型汇总和参数检验 Table 2 Model goodness of different K 3，500，000 3，600，000 3，700，000 3，750，000 3，800，000 3，900，000 R 2 0.66 0.669 0.671 0.67 0.67 0.669 表2. 不同K值的模型拟合度 图3. 货运量序列季节分解后得到的各个序列 Table 3 Polynomial model aggregation and parameter test of SER01_T 方程 模型汇总 参数估计值 R 方 F df1 df2 Sig. 常数 b1 b2 b3 线性 0.923 408.095 1 34 0.000 1，018，216.812 54，055.968 二次 0.935 236.900 2 33 0.000 863，953.195 78，413.382 −658.308 三次 0.976 434.120 3 32 0.000 1，234，551.298 −34，143.441 6843.677 −135.171 表3. SER01_TC序列多项式模型汇总和参数估计 B) 对SER01_TC序列进行Logistic模型拟合，令K取如下值，输出不同K值时的R 2 。见表4。 可以发现当K = 2790000，2800000，2810000时R 2 是最大的，且R 2 都为0.960。在这里综合实际情况选择建立Logistic曲线模型。 模型四： 3.2.2. 季节因子 根据求季节因子的公式(8)，分别求得各个模型的季节因子如表5所示。 根据所求得趋势模型和季节因子，由公式(10)得到预测模型分别为： 模型五： Table 4 Model goodness of different K of SER01_T K 2730000 2750000 2770000 2780000 2790000 2800000 2810000 R方 0.938 0.953 0.958 0.959 0.960 0.960 0.960 表4. SER01_TC序列不同K值模型的拟合度 Table 5 Seasonal factors of each mode 一月 二月 三月 四月 五月 六月 七月 八月 九月 十月 十一月 十二月 模型一 −0.268 −0.412 0.075 0.061 0.064 0.001 0.062 0.055 0.222 0.014 0.049 0.048 模型二 −0.266 −0.41 0.073 0.061 0.062 −0.003 0.057 0.05 0.216 0.007 0.044 0.043 模型三 −0.29 −0.43 0.064 0.054 0.065 0.009 0.073 0.072 0.246 0.039 0.077 0.079 模型四 −0.258 −0.393 0.086 0.069 0.065 0.001 0.061 0.059 0.229 0.026 0.067 0.069 表5. 各模型的季节因子 Table 6 R2 of forecasting mode 直接趋势外推法 组合模型 文献[ 14 ] 多项式模型 Logistic模型 多项式模型 Logistic模型 GM(1，1)周期外延组合模型 SARIMA 模型 (模型五) (模型六) (模型七) (模型八) R 2 0.892 0.899 0.900 0.904 0.960 0.445 表6. 预测模型的R 2 模型六： 模型七： 模型八： 3.3 模型拟合优度 本文采用 检验预测模型的拟合优度。假设 为观测值， 为模型拟合值， 为样本均值，则 (11) 对不同预测模型运用拟合模型利用式进行拟合优度对比分析，计算结果如下：[ 14 ] . 由表6知，组合模型的拟合优度要高于直接趋势外推模型和SARIMA模型，但不如GM(1，1)周期外延组合模型。且Logistic趋势模型的拟合度要比多项式模型高。
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user: 4. 结论 本文基于趋势外推法和季节分解法建立了货运量单项预测模型和组合预测模型，并对四种预测模型拟合优度进行了横向和纵向比较分析。从纵向看，Logistic曲线对序列趋势的拟合效果要好于多项式拟合，说明本案例中货运量时间序列的发展变化与Logistic曲线变化更相似；从横向看，组合模型的拟合优度要高于单项预测模型，表明在对序列趋势进行拟合之前，“剔除”序列的季节性是有必要的。
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user: 摘 要 黄酮-3'，5'-羟基化酶(flavonoid-3'，5'-hydroxylase， F3'5'H)是合成飞燕草色素苷的关键酶基因，缺乏F3'5'H的植物不能形成蓝色花，故又被称为“蓝色基因”。本研究根据已经报道的F3'5'H基因的序列设计兼并引物，采用3'RACE和5'RACE方法，克隆得到了一个全长cDNA序列为1598 bp的芒果果实F3'5'H基因。该基因开放阅读框为1539 bp，编码512个氨基酸，分子重量为57.20 KD。对基因组扩增得到了1633 bp长度的片段，分析发现该基因含有一个内含子。通过系统发育分析发现该基因编码的蛋白与石斛、马鞭草等植物具有较近的亲缘关系。对不同芒果品种的F3'5'H基因的表达进行分析发现：红色的贵妃品种中表达量较高，而绿色的桂七品种中表达量较低。 关键词 :芒果，花色素苷，F3’5’H，基因克隆
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user: 1. 引言 芒果是重要的热带、亚热带果树，其果实色彩多样，如：绿色、黄色、浅黄色、红色、橙红色等。芒果果实富含类胡萝卜素和花色素苷等物质，其中花色素苷合成途径是红色芒果果实着色的一个主要的代谢途径。类黄酮3'，5'羟基化酶(F3'5'H)属于细胞色素P450酶家族[ 1 ] [ 2 ] ，是类黄酮代谢途径中合成飞燕草色素苷及其衍生物的关键酶，它催化黄烷酮、圣草酚、二氢槲皮素和二氢崁非醇形成二氢杨梅素色素，为蓝色色素前体物质[ 3 ] [ 4 ] 。缺乏F3'5'H的植物，如郁金香、玫瑰和香石竹等，不能形成蓝色花，因而F3'5'H又被称为“蓝色基因”[ 5 ] -[ 7 ] 。 到目前为止，已经在矮牵牛、鹤望兰、香石竹、茄子、龙胆、荞麦、和洋桔梗、棉花等植物中克隆到F3'5'H基因[ 7 ] -[ 12 ] 。很多研究结果表明，F3'5'H是花色素苷合成的关键基因，与花蓝色形成密切相关。黄敏玲等[ 9 ] 在鹤望兰的半定量分析发现，该基因在蓝色花瓣中表达量最高，在黄色花萼中几乎没有什么表达。芒果果实的F3'5'H基因的研究工作未见报道，本研究采用RACE方法从芒果的果实中克隆得到了一个F3'5'H基因，希望深入探讨该基因在芒果果实花色素苷合成的作用机理及其对果实着色的影响，借以深入揭示该基因在芒果果实花色素苷生物合成的分子机理，能为芒果果实着色提供一定的理论依据。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 材料 以“贵妃”芒果果实为试材，取自中国热带农业科学院热带作物品种资源研究所的农业部芒果种质资源圃。大肠杆菌DH5а为本实验保存，引物合成自英俊生物工程技术服务有限公司、其它药品如：DEPC、IPTG、dNTP、X-GaL、Tryptone、Yeast extract、Amp、Taq DNA聚合酶、T 4 DNA连接酶、各种限制性内切酶和pMD-19T载体均购置于大连宝生物公司。 2.2. 实验方法 1) 芒果DNA提取参照王家保[ 13 ] 等所述的方法提取，用无菌的双蒸水溶解，核酸蛋白测定仪进行测定，并−20℃保存备用。 2) 芒果总RNA提取采用天根生化科技有限公司生产的总RNA提取试剂盒提取，用RNase-free无菌水溶解，用大连宝生物公司的DNase试剂盒进行DNA去除，用核酸蛋白测定仪对所得RNA的OD260/230、OD260/280及浓度进行测定，用TaKaRa公司的3'和5'-RACE 试剂盒进行目的基因的3'和5'的扩增。 3) PCR反应程序为：94℃预变性4 min，95℃变性50 s，50℃复性50 s，72℃延伸2 min，30个循环，最后72℃延伸7 min；反应体系为25 µL，其中含10× PCR buffer (含Mg 2+ ) 2.5 µL、25 ng DNA模板、20 µmol引物、1.0 U Taq DNA聚合酶、5.0 mmol dNTPs；扩增反应结束后取10 µl进行扩增产物的电泳，采用gelred染色后在紫外凝胶成像仪上观察、拍照分析。 2.3. F3'5'H基因全长cDNA和基因组DNA序列的获得 以“贵妃”芒果的果实总RNA作为模板，采用SMARTer™ RACE cDNA Amplification Kit (Clontech)反转录合成第一链cDNA，并参照该试剂盒的说明书进行cDNA 3′端和5′末端cDNA的扩增。根据已知的片段和得到的cDNA 3′端和5′末端的序列结果拼接该基因的全长cDNA。以上述cDNA和提取的基因组DNA为模板，设计特异引物，进行全长cDNA和基因组DNA序列的扩增。 2.4. F3'5'H基因氨基酸序列的结构特征和分子进化的分析 将所扩增得到的全长得序列进行NCBI序列比对，确定该基因是否为F3'5'H基因。采用DNAMAN软件分析基因核苷酸和氨基酸的结构特征和同源性，进行其他物种F3'5'H基因的比对。分析该基因所推定氨基酸序列进行多序列比较，同时构建系统树。 2.5. 表达分析 对不同芒果品种的RNA，反转录为cDNA并采用primer 5.0设计引物进行RT-PCR的扩增。RT-PCR分析采用的内参引物序列为：actin-F 5'AATGGAACTGGAATGGTCAAGGC'3，actin-R5'TGCCAGATC TTCTCCATGTCATCCCA'3；目的基因扩增采用的引物为F3'5'H-F，5'GCACTCCAGATATACATAGC CC'3，F3'5'H-R 5'ACTATCCGATATAGAGCAATGAA'3，PCR产物在1.0%的琼脂糖凝胶上进行电泳，并采用Quantity One 软件进行数据分析，做出相对表达量。
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user: 3. 结果与分析 3.1. F3'5'H基因的获得 根据得到的3'端和5'端序列信息进行拼接，最后的到了F3'5'H基因的全长cDNA序列。设计特异引物进行全长cDNA和基因组DNA序列的进行扩增，电泳结果如图1所示。将电泳条带回收测序后的到了F3'5'H基因全长序列cDNA为1598 bp，分析发现开放阅读框为1539 bp，编码512个氨基酸序列(如图2所示)。通过NCBI上已经登录的柿子、番茄、葡萄的F3'5'H蛋白序列进行了比对(如图3所示)，发现克隆的基因为芒果F3'5'H基因。对基因组DNA扩增得到了大约1633 bp的片段，通过与cDNA序列比对发现该基因含有一个内含子，分别位于909~1003 bp之间(如图4所示)。 3.2. 芒果F3'5'H基因的部分生物信息学分析 采用DNAMAN进行二级结构的预测，发现芒果F3'5'H蛋白的二级结果主要以蛋白二级结构元件以无规则卷曲和β-折叠为主，也具有少量的α-螺旋结构(如图5所示)。采用bioedit软件的Kyte和Doolittle算法对F3'5'H蛋白的亲水/疏水性(正值表示疏水性，负值表示亲水性)进行了分析，F3'5'H蛋白所含的氨 图1. F3'5'H基因cDNA与基因组DNA电泳结果(左边为cDNA；右边为DNA) 图2. F3'5'H基因翻译成的蛋白序列 图3. 几种F3'5'H蛋白的序列比对 基酸主要介于+2.6~−2.5之间(如图6所示)，采用DNAMAN软件分析发现，芒果F3'5'H蛋白与石斛、马鞭草等植物的蛋白序列聚为一类(如图7所示)。 3.3. F3'5'H基因的RT-PCR分析 通过不同着色的芒果果皮的RT-PCR分析的发现：该基因在红色贵妃的果实中表达较多，黄色果皮中次之，而绿皮果皮中相对表达较少(图8所示)，初步推断F3'5'H基因可能与红色果实的花色素苷合成 图4. F3'5'H基因组的结构图(黑框为内含子序列) 图5. F3'5'H蛋白的二级结构预测结果 图6. F3'5'H蛋白疏水区的分布 图7. 部分基因的F3'5'H蛋白序列的系统发育关系 图8. F3'5'H基因在不同颜色芒果果实中的表达 有密切的关系。
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user: 4. 讨论 本研究成功地从芒果果实中分离得到了一个全长F3'5'H基因，该基因的cDNA的开放阅读框为1539 bp，编码512个氨基酸，对基因组分析发现该基因含有一个内含子。通过软件对cDNA和蛋白序列分析证实了该序列是植物F3'5'H基因的一员，其含有细胞色素P450家族基因的特征保守氨基酸序列：“PPGP”和血红素区域序列“FGAGRRICAG”。芒果F3'5'H基因与所选其他物种F3'5'H基因序列相比较发现，无论在全长cDNA序列上还是其编码氨基酸序列上都具有较高的保守的结构域。同时，通过与其他部分物种的氨基酸序列构建系统发生树发现，芒果F3'5'H基因编码的蛋白与石斛、马鞭草等植物可以聚为一类。对不同着色品种的芒果F3'5'H基因的表达分析发现，该基因在红色品种表达较高，而在绿色品种表达较低。白蓝等[ 10 ] 对香石竹研究发现，F3'5'H基因的表达有时间差异性，花蕾期间表达量高，盛花期基本不表达。李光等[ 11 ] 发现棉花的F3'5'H基因在棉花各个组织器官中都有表达，但主要在纤维中表达，白色品种的表达量低于同时期的绿色品种的表达量。F3'5'H基因在大多数植物中已经被克隆，并且通过转基因技术转入不含或含量很少F3'5'H基因的模式植物中，发现转化株比野生型能积累更多的飞燕草色素[ 14 ] 。引入外源F3'5'H基因来改变植物花色，已在多种植物上获得成功[ 15 ] 。芒果F3'5'H基因是芒果花色素苷合成代谢途径中的一个关键的基因，其对芒果果皮红色的形成具有重要的作用，而其对芒果果实着色的功能深入研究需要进一步的转基因植物表达的验证
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user: 择业能力、风险态度与个人收入分布特征
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user: 摘 要 本文通过对风险态度、择业能力等核心概念的辨析和界定，通过Logistic型个人收入函数的设定，在主流经济学分析框架下将历史上三种经典的收入分布理论进行了有机的综合，进而从理论上比较全面地阐释了收入分布的形成机制。经过随机模拟和案例分析，发现个人择业能力变异系数对收入分布特征所产生了决定性影响。根据模拟过程，基本可以预测，固然我国现阶段收入分布更多的呈现出“倒T型”分布特征，但随着“机会均等”时代的更加成熟，收入分布将经由“葫芦型”特征而最终走向“橄榄型”特征。 关键词 :择业能力，风险态度，收入分布
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user: 1. 引言 收入分布问题历来是经济学家、社会学家关注的重要问题，但时至今日，由于这一问题的复杂性，始终难以形成一致的研究结论。这不代表不存在收入分布理论，事实上，一些系统的有关收入分布的论述已经形成，如“个人能力理论”、“个人选择理论”、“人力资本理论”等，但如何从理论上比较全面地阐释收入分布的形成机制是理论界面临的真正挑战。 1.1. 理论文献脉络 按照王云多的文献归纳，最古老的收入分布理论是“个人能力理论”[ 1 ] 。高尔顿最早将收入分布与个人能力分布联系起来，高尔顿 1 在分析人体构造时指出人体构造服从正态分布，并得出人的能力也服从正态分布的结论，在此基础上高尔顿得出个人的挣得(earnings)也应该服从正态分布。而帕累托的实证研究结果却表明，由于其他影响挣得因素的存在，导致挣得服从偏态分布(或对数正态分布)。此后，经济学家一直忙于调和、解释能力分布和收入分布之间的差异，如屁古曾经设想，由于个人继承财产数量服从偏态分布和垄断组织的存在，导致能力分布和收入分布之间存在了差异。 其次是弗里德曼提出“个人选择理论”。按照这一理论，在某一时点测量的收入分布某种程度上由个人在各种机会之间的选择来决定，这些机会既产生不同的货币收入也产生非货币收益以及随时间变化货币收入的不同剖面。按照个人选择理论，某种程度上可测量的贫穷也是一个自愿选择的结果，因为一些人可能在被测量的收入方面在恶化，而按照选择他们可能在效用方面更好。一般来说，风险偏好者和风险规避者之间平均收入的不同和收入偏态的方向将依赖于风险偏好的分布；例如若一个社会主要由风险规避者(风险偏好者)组成则将出现一个右偏态(左偏态)的收入分布。 最后是舒尔茨等人的“人力资本理论”。该研究集中于两个前沿：一个理论前沿是舒尔茨、丹尼森、格里利克斯的研究，他们用人力资本理论分析经济增长理论；另一个理论前沿是贝克尔、明瑟的研究，他们集中研究人力资本的挣得(earnings)分布理论，包括阐明与人力投资相关的成本(包括时间成本)、分析教育和教育后投资、说明这些投资的最优决策规则以及分析不同职业和不同年龄的挣得差别等等。 人力投资表示任何提高个人未来挣得能力的支出，如迁移、健康、教育、培训、工作搜寻、学前教育等支出。随着研究的继续，教育成为分析其他几类人力资本投资的关键，从业人员的教育水平成为影响其工作时间长短、迁移投资、在职培训、子女教育、工作搜寻等的重要因素。这样，人力资本理论某种程度上等同于教育理论，明瑟(Mincer)、布劳克(Blaug)和罗森(Rosen)等学者对人力资本投资的研究主要以教育投资理论为主，对于其他人力资本投资形式对收入分布的影响涉及很少[ 2 ] -[ 5 ] 。 人力资本理论能够解释性别之间和其他各类劳动之间以及不同性别内部挣得的差别，人力资本理论也能够跨年龄、跨职业和跨地区分析教育收益的差别[ 6 ] ；随着经验和教育增加，挣得的均值和方差增加；在年龄和教育子样本中挣得的分布的均值和方差之间存在正相关，这些关系导致总的挣得分布正偏态。明瑟早期研究中，教育是挣得偏态的主要原因。这是发展改进和某种程度上吸收了贝克尔对挣得偏态的解释。按照贝克尔的解释，较高能力的人投资更多，而且在年轻人挣得的收益率较高。 上述几种收入分布理论中，个人能力理论没有明确阐明是先天能力还是后天能力对收入分布影响最重要；个人选择理论认为收入不平等根本原因在于不同人风险偏好不确定，收入不平等反应了补偿不同或对个人不确定偏好的补偿，但是，并未阐明收入不平等的真正根源；人力资本理论主要坚持正规教育和在职培训对收入分布不平等的影响。 那么，如何从理论上比较全面地阐释收入分布的形成机制呢？显然，应当对上述三种收入分布理论(个人能力理论、个人选择理论和人力资本理论)进行有机的综合，即构建一个能够涵盖这三种收入分布理论的综合模型，才有可能从理论上比较全面地阐释收入分布的形成机制。而这正是本文所要尝试解决的难题，即本文将引入个人的“择业能力”、“人力资本”和“风险态度”这三个事关收入分布的关键因素来比较全面地阐释收入分布的形成机制。 1.2. 实证文献简述 虽然改革开放的推进使我国各项总量和人均经济指标持续增长，但近年来居民收入差距却呈现出全方位扩大的特点，基尼系数已超过国际警戒线标准[ 7 ] [ 8 ] ，个人收入分布也离“橄榄”型的理想状态相去甚远[ 9 ] ，因此国家“十二五”规划建议将合理调整收入分配关系作为重点工作之一。对于收入分配带来的严重问题，阿拉西拉(Alesina)和佩罗蒂(Perotti)认为收入分配不平等可能会引起社会冲突，从而削弱经济增长[ 10 ] 。墨菲(Murphy)等指出收入分配不平等会限制国内大市场的形成，使规模收益递增的工业化无法顺利推进，从而妨碍经济增长[ 11 ] 。 对个人收入差距因素的实证研究中，雅各布•明瑟、墨菲(Murphy)和韦尔奇(Welch)给出的以教育年限和工作经验为解释变量的Gompertz型收入函数 2 是后来其他学者借以展开的基础模型[ 12 ] [ 13 ] ；国内实证文献大多从个人特征、企业特征、行业特征和地区特征等方面进行分析[ 14 ] -[ 18 ] ，发现教育程度、单位性质、城乡户籍和差异化政策等均会给收入不平等带来显著影响。 同时，在关于收入或挣得(earnings)分布差距的实证研究中，动用了不少分解方法，如参数方法[ 19 ] 、半参数或非参数方法[ 20 ] 、核估计(kernel estimator)方法、以及风险函数方法(hazard function)等，不过隐含在这些方法背后的思想却是统一的，即运用模拟的方法得到感兴趣的反事实的(counterfactual)分布。 尽管这些文献为解决个人收入差距问题提供了广泛思路，不过这些文献基本上还是统计性的；从研究方法来看，所使用的方法也大同小异，即基本上都是利用收入分布不平等测度指数对几个感兴趣时间点的收入差距进行分解，比较不同时间点上的分解结果，以考察各种因素对收入分布变动的贡献，而且通常用到的工具都是基尼系数或Theil指数 3 。 1.3. 本文思路安排 本文将对历史上三种经典的收入分布理论进行有机的综合，即构建出一个能够涵盖这三种经典收入分布理论的综合模型来，进而从理论上比较全面地阐释收入分布的形成机制。为此，本文将引入个人的“择业能力”、“经验积累”和“风险态度”这三个事关收入分布的关键因素来比较全面地阐释收入分布的形成机制。 基本内容大致安排如下：第二部分将对“风险态度”、“择业能力”等核心概念进行辨析和界定，在此基础上通过Logistic型个人收入函数、CRRA型效用函数的设定，在主流经济学分析框架下将历史上三种经典的收入分布理论进行了有机的综合，即构建出一个能够涵盖这三种经典收入分布理论的综合模型来。第三部分对模型进行求解与分析。第四部分用北京2004年的数据做了案例分析。最后进行了小结，总体来说，随着择业能力和风险态度的趋同，个人收入分布也会由倒“T”型向“葫芦”型转变，并进而达到“橄榄”型的理想状态。
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user: 3. 求解与分析 3.1. 模型求解 首先作上述模型的Hamilton函数： (5) 其中 为资金转化活动活动的即时(未折现的)影子价格，可得最优条件、正则方程如下式子9： (6) (7) (7b) (4b) 假定经济体系处在平衡增长之中，则每位经济个体的 ，同时令 ，可以得到： (7c) (4c) 图1. Logistic收入函数 化简(7c)式得到 ，其中 ，令 和 ；求解 得到式子 ，结合式子(3)得个人收入表达式： (3b) 可见，个人收入是关于其风险规避度 和择业能力 的函数，如果给出这两个随机变量的联合密度分布，应该可以求出个人收入的密度分布，进而可以得到个人收入的期望均值和期望方差。但考虑到该个人收入表达式比较复杂，要得到该个人收入密度分布的解析式实在不容易，所以本文通过蒙特卡洛模拟(随机模拟)来分析个人收入分布的特征。 3.2. 模拟分析 这就需要参数赋值：① 对时间贴现率 值的估计，国外有一些经验数据，如巴罗在其著作《经济增长》中“消费者最优化的增长模型(拉姆齐模型)”一章中，认为时间贴现率有一个基准值 。考虑到现阶段中国的特殊情况，可以使用 。② 关于经验积累 的折旧率 的估计，考虑到并无先例可循，可以尝试使用 。③ 关于个人消费和经验积累的均衡增速 和Logistic收入函数中的调整性参数 的估计，参考下文的数据，可以取 和 。 ① 根据这些参数赋值，经计算得到 ， ， 。将这些数据代入到式(3b)中，并且假定经济个体的风险规避度和择业能力都是服从均值为1的正态分布1 0 ，经过在MATLAB R2008b上运行之后，得到一些随机模拟图(同时附带相应的正态分布模拟线)： 图2显示的是将择业能力变异系数设定为2.0时的随机模拟图(同时在图2至图5中将风险规避度的变异系数皆设为0.3)，可以惊奇的发现，尽管风险规避度和择业能力都是服从均值为1的正态分布，但个人收入却呈现出“倒T型”分布特征。倒T型分布意味着什么呢？倒T型分布意味着低收入阶层占据很大比例，中高收入几乎相当却占据较少比例，这似乎与现阶段的中国收入分布不是两头小中间大，而是一头沉的分配状况相符合1 1 。 图2. 择业能力变异系数 = 2.0 图3. 择业能力变异系数 = 0.8 图4. 择业能力变异系数 = 0.5 图5. 择业能力变异系数 = 0.1 按照一般常识，人与人的能力固然有区别，但这种区别应当服从正态分布，不但智力差异的分布如此，体力分布的差异也是如此。但依据本文模型的模拟结果，尽管经济个体的择业能力和风险规避都服从正态分布，只要择业能力的变异系数达到一定程度(如2.0左右)，个人收入分布就会呈现出倒T型特征。 是什么原因造就了择业能力较高的变异系数呢？从择业能力所包括的影响个人收入挣得的各种“自身实力”和各种“人脉资源”来看，按照茅于轼先生的总结，主要有三个因素：第一是限制了个人的自由，使个人发挥能力的机会受阻。第二是各种歧视，对性别、年龄、政治出身等的歧视，不给予个人平等参与的机会。第三是少部分有特权的人对市场的干预，他们凭手中的权力谋取个人私利。这三种原因都与政治有关，所以解决贫困问题从根本上讲是一个政治问题。 ② 图3和图4中择业能力的变异系数分别下降到0.8和0.5的程度，同样惊奇的发现，尽管风险规避度和择业能力都服从正态分布，但这时的个人收入却呈现出“葫芦型”分布特征，葫芦型特征意味着存在着一个“阶层陷坑”，这似乎暗合着我国存在已久的、难以消弭的城乡二元结构。当择业能力变异系数下降到图5所示的0.1的低水平时，个人收入终于呈现出近似的“橄榄型”分布特征(似乎仍然滞留一个贫困厚尾)。 一般认为，在中间阶层占主体的“橄榄”型社会中，公众对主导型价值观有强烈的认同感，社会较为稳定；中间阶层多了，底层群体自然就少了，利于调和不同群体之间的对立与矛盾；中间阶层利于形成稳定而持续的消费市场，是经济结构调整的基石。 但曾几何时，精英或白领群体的形成，是中国“橄榄”萌芽的喜讯，遗憾的是，伴随着“干得多挣得少”的现实，正是劳动力价值的低估、以及生活重压对新兴中间阶层的削弱——结果导致我国基尼系数与经济总量一起上升。数字的背后，就是本该成为“橄榄”的那部分群体，却生生成了“倒T型”中的一横1 2 。 ③ 图6和图7显示的是风险规避度变异系数对收入分布特征的影响(择业能力变异系数保持0.8不变)，可见明显的观察到：当风险规避度变异系数增大1 3 时，中间阶层“陷坑”有了不少的收敛，这似乎难以置信的表明“中庸精神”不利于中间阶层的兴起。“冒险精神”从某种意义上讲，是指善于发现机会、捕捉机会；若如此，就更加容易理解能够容忍甚至鼓励“冒险精神”的社会何以比较盛产“橄榄结构”了，关于这一点，从我国各省份的基尼系数中可以发现基尼系数最低的是比较能够容忍甚至鼓励“冒险精神”的浙江省，而贵州、甘肃、青海等地的基尼系数都很高。 至此，我们模拟分析了个人择业能力的变异系数和风险规避度的变异系数对收入分布特征所产生的影响。据此基本可以预测，固然我国现阶段收入分布更多的呈现出“倒T型”分布特征，但随着“机会均等”时代的更加成熟，收入分布将经由“葫芦型”特征而最终走向“橄榄型”特征。看来希冀直接从倒T型走向橄榄型似乎不太现实，尽管葫芦型分布隐含着“阶层陷坑”、隐含着难以消弭的城乡二元结构。
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user: 4. 案例与实证 就实证研究而言，很重要的一点是，数据本身的质量将直接影响到研究结论的质量及可信度。进入 图6. 风险规避度变异系数 = 0.3 图7. 风险规避度变异系数 = 0.7 90年代以来，国际上流行的趋势是，以家户调查微观数据为基础的实证研究越来越得到广泛的认可 [ 24 ] 。但由于在目前的中国普通研究者比较难以获得高质量的微观数据，因此不少相关研究都是以加总数据为基础来展开分析的，这大大限制了研究的范围及细致程度，以这类数据为基础进行的分析通常都局限于地区之间或城乡之间不平等问题。 从本文设定的收入函数出发，需要构造择业能力指数和经验积累指数，而其对应的原料数据(代理变量)分别以“本科以上学历”和“中级以上职称”为合适。几经周折，终于在《2004年北京经济普查年鉴》中有所获得，该年鉴有细分89种行业1 4 的诸如在岗职工人数、行业平均工资、本科以上学历比例、中级以上职称比例等数据(见表1)。令人些许遗憾的是，本文无法得到工资外其他形式的收入，这多多少少减低了本案例的确切性。 其中，择业能力指数和经验积累指数乃是分别基于“本科以上学历”比例和“中级以上职称”比例等数据而构造的，为与本文模型变量相匹配，将本科以上学历比例和中级以上职称比例分别处理成均值为1和10的数据。需要注意的是，2004年北京个人工资收入的变异系数为0.5左右，而择业能力指数大约为0.8左右。 在上表的基本统计中，只能找到89组行业数据。不过，要做这89组数据的分布时，还需要用行业人数去做加权处理，图8、图9和图10就是加权后的分布。 从上面三个分布图中大致可以看到，这些分布都不符合正态分布，其中图8中的个人工资收入分布酷似图3中的葫芦型分布，这似乎表明2004年的北京已经脱离了糟糕的倒T型分布，但离橄榄型分布还有不少差距。不过令人不满的是，基于“学历比例”的择业能力指数却不符合正态分布。 图11是北京2004年个人收入关于择业能力指数和经验积累指数的散点图，从该散点图大致可以看出：个人收入关于择业能力指数几乎可以线性拟合、关于经验积累指数不大容易线性拟合。尽管本案例 Table 1 2004 Beijing economic census dat 项目 编号 在岗职工(人数) 平均工资(万元) 校准工资(模型要求) 择业能力指数(本科以上) 经验积累指数(中级以上) 01 27791 1.961 0.899 0.0513 1.0714 02 533 12.132 5.563 5.7001 83.7957 03 3281 1.699 0.779 0.0588 3.1566 04 123 0.813 0.373 1.1015 0.5263 05 6701 0.924 0.424 0.0833 1.1881 06 37 0.765 0.351 2.8850 1.7494 07 33918 1.388 0.636 0.4062 3.8359 08 48900 1.866 0.856 0.3614 3.2325 09 26722 1.731 0.794 0.2377 2.6040 10 834 7.116 3.263 0.7926 11.6419 11 50849 1.164 0.534 0.1306 2.1220 … … … … … … … … … … … … 81 24121 3.933 1.804 2.0180 22.3832 82 31744 2.915 1.337 1.3518 21.0353 83 10485 3.277 1.503 0.9566 7.3773 84 21593 1.454 0.667 0.3192 2.4221 85 7951 3.155 1.447 2.3582 3.5902 86 219229 3.857 1.769 1.8425 6.4511 87 1944 4.176 1.915 2.3442 3.1299 88 19193 3.483 1.597 3.0243 32.5079 89 68501 0.903 0.414 0.0684 1.0536 基本 统计 均值70674.21 总和6290005 均值2.5460 变异0.4969 均值1.3152 变异0.4969 均值1.0000 变异0.8619 均值10.0 变异0.91 表1. 2004年北京经济普查相关数据 图8. 个人工资收入分布 图9. 择业能力指数分布 图10. 经验积累指数分布 图11. 北京2004年个人收入关于择业能力指数和经验积累指数的散点图 所构造的择业能力指数不成正态分布，为定量分析，还是尝试对模型中的式子(3)进行非线性回归(使用matlab软件)，得到式子如下： (8) 可见，作为变量 的回归系数 ( )。(另外为使 的系数保持为单位1，需要将平均收入缩小为2.1806倍)。
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user: 5. 小结 本文通过对风险态度、择业能力等核心概念的辨析和界定，通过Logistic型个人收入函数的设定，在主流经济学分析框架下将历史上三种经典的收入分布理论(能力理论、选择理论和人力资本理论)进行了有机的综合，进而从理论模型上比较全面地阐释了收入分布的决定机制。 本文的择业能力概念包括影响个人收入挣得的各种“自身实力”和“人脉资源”。其中自身硬实力诸如专业技能、职业素质等应该属于人力资本范畴，而自身软实力诸如良好的仪表体魄、言语表达、择业心态等以及各种“人脉资源”则不应该归属于一般意义上的人力资本范畴；可见，本文的择业能力是一种“就业前”的各种软硬实力，与一般意义上的人力资本只是存在着交集关系，而不是包含与被包含的关系。 而诸如就业后因“干中学”、体验交流、进修培训等形式而习得的各种经验积累，虽然可以归到人力资本范畴，却不属于本文的择业能力范畴。所以，本文将就业后因干中学、体验交流、进修培训等而习得的各种经验积累单列出来，称作变量“经验积累”。 经过随机模拟，发现个人择业能力变异系数对收入分布特征所产生了决定性影响。依据本文模型的模拟结果，尽管经济个体的择业能力和风险规避都服从正态分布，只要择业能力的变异系数达到一定程度(如2.0左右)，个人收入分布就会呈现出“倒T型”特征。然后随着择业能力变异系数的降低，个人收入分布将呈现“葫芦型”特征和“橄榄型”特征。 本文利用《2004年北京经济普查年鉴》中的诸如细分89种行业的在岗职工人数、行业平均工资、本科以上学历比例、中级以上职称比例等数据，构造了择业能力指数和经验积累指数。经过案例分析，发现该案例基本符合和验证了本文的理论模拟结果。 据此基本可以预测，固然我国现阶段收入分布更多的呈现出“倒T型”分布特征，但随着“机会均等”时代的更加成熟(意味着择业能力变异系数的降低)，收入分布将经由“葫芦型”特征而最终走向“橄榄型”特征。看来希冀直接从倒T型走向橄榄型似乎不太现实，尽管葫芦型分布隐含着“阶层陷坑”、隐含着难以消弭的城乡二元结构。