DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 跨文化交际的社会属性 众所周知，翻译是一种跨文化交际。翻译与社会语言学有着千丝万缕的联系。如果说语言处于一个包罗万象的社会文化背景中，那么翻译就是反映社会文化、社会结构关系的重要标志。一方面，语言被看作是社会文化构成的一部分，是反映特定的社会文化群体特征的社会符号。不同的社会群体要表述自己的思想就要用到不同的语言符号，而语言符号又可以表现为语言变体，不同的语言变体反映的社会结构关系不同。另一方面，由于语言处于不同的社会文化与社会变体中，方言、习俗、生活习惯等的差异性会引起交流中的隔阂，而译者作为翻译的主体，必须要把交流中的隔阂降到最低程度，根据具体的情况采用适当的翻译策略和方法，把一种特定文化背景下的言语的意义、风格与内涵重现于另一种社会文化背景下。所以翻译活动的差异不仅仅是语言之间的差异，更是社会属性的差异。作为译者，他/她必须作为社会成员的读者的感受，必须考虑到读者的可接受度，因为翻译的目的是为读者服务的，读者可以接受的译本才能得以在社会中流传下来。
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user: 4. 社会符号学翻译理论与语义三角理论 C. K. Ogden和I. A. Richards [ 10 ] 在《意义之意义》(The Meaning of Meaning)一书中曾提出了语义三角理论(见图1)，他们指出三角形的顶端是概念(Concept)，概念是客观事物在头脑中的反映，所以概念反映所指物，二者用实线连结。三角形的底端左下角是符号(Word)，概念通过符号来表示，所以概念又是符号的内容，符号是概念的物质外壳，二者用实线连结。底端右下角是所指物(Referent)，符号通过概念来表达所指物，二者本身没有直接的联系，他们之间的关系是约定俗成的，用虚线连结。 图1. 语义三角理论 Nida [ 11 ] 根据符号学理论提出了社会符号学翻译理论，其核心是符号学意义观。世界是由各种符号系统组成的，语言是其中一种，符号学是分析符号最全面的系统，对语言的研究不可脱离社会文化背景以及符号所在的结构。对符号学的研究包括三个方面：句法学(研究符号与符号之间的关系)、语义学(研究符号与所指物之间的关系)、语用学(研究符号与使用者之间的关系)。可以看出，对符号学的研究的三个方面也就是语义三角所涉及的三个方面。
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user: 5. 社会语言学下的翻译过程及翻译策略模型解析 翻译的目的是把原文的意义或信息传递出来。原文意义或信息通过符号来表达，而符号是通过概念来表达所指物的。在社会语境下我们不仅要考虑符号的指称意义，而且需要考虑符号的象征意义、文化暗含意义与其它意义。同时翻译是设法将一种语言所传递的信息用另一种语言表达的跨文化交际行为 [ 12 ]。翻译的本质也就是使目标语中的语言符号等同于源语文本中的语言符号，但是完全对等是不可能的，我们应该尽可能实现两种语言之间功能上的等值，也就是使所指物(Referent) 2对目标语受众所达到的心理状态和所指物(Referent) 1对源语受众所达到的心理状态一致。文化符号可分为听觉符号和视觉符号，而文化所指是通过两种语言之间的交流实现的。文学翻译是一个包括作者、译者、读者通过作者创作、译者翻译、读者接受的跨文化交流的过程，作者通过创作文本产生概念，由译者通过翻译产生由符号代表的所指物，既译本。而翻译既是最大限度的再现源语文化，使目标语中的文化内涵尽可能地等同于源语文化内涵，因此在语义三角理论的基础上，基于Nida (Nida: 105)的动态对等理论，笔者得出以下模型(见图2)。 以下进一步举例说明上图模型所示的翻译过程与翻译策略。 第一种情况：在社会/文化1下源语符号1代表的所指物1可以在社会/文化2下找到完全对应的所指物2。 由于客观世界的“人”与所指物的之间的交流，符号1所表示的概念1等于(约等于)符号2所表示的概念2，也就是说符号2是符号1的译本。用公式表示如下：ST (Source text) = TT (Target text)或ST (Source text) ≈ TT (Target text) [ 13 ]。此时融合Nida (Nida: 105)的形式对等理论，应采用异化策略。异化(foreignization)是指偏离本土主流价值观，保留原文的语言和文化差异 [ 14 ]。Venuti把异化翻译法归因于德国哲学家Schleiermacher [ 15 ] 的翻译论“译者尽量不惊动原作者，使读者向他靠近”。异化策略中包含诸多翻译方法。 图2. 社会语言学下的翻译过程及翻译策略模型 (一) 一国两制(one country， two systems)，绿色食品(green food)，不入虎穴，焉得虎子(If one does not enter the tiger’s lair，how can he expect to catch the tiger’s cubs?)等在目标语中都可以找到对应的所指物(referent)，因而采用异化翻译策略中的直译。直译是指在翻译过程中译文保留原文的结构和语序。但直译并不意味着死译，如Turn swords into ploughs.字面意思是将铁剑打造成铁犁，停止武力战争，开始生产建设，跟化干戈为玉帛的意思异曲同工，因而不能字面译为化剑为犁； (二) Ford (福特)，荔枝(litchi)，清华(Tsinghua)可采取异化翻译策略中的音译。音译以原语语言文化理解原文，采用的是原语语言文字符号，音译体现了从一种文化译为另一种文化的文化交流方式； (三) chain reaction (连锁反应)，pillar industry (支柱产业)可采取逐词翻译； (四) bungee jumping、一国两制、WTO等可采用零译法。邱懋如 [ 16 ] 教授首次提出“零翻译”的概念，他指出，“零翻译”就是不用目的语中现成的词语译出源语中的词语或者对于源语中的词语故意不译。零译法是以源语语言文化理解原文，在目标语中难以找到完全对等的词语，零译法在体现了在新的文化背景下的一种新的文化交流方式。 第二种情况：在社会/文化1下源语符号1代表的所指物1可以在社会/文化2下找到对应的所指物2，但是由于“人”与所指物之间的交流，导致无法找到直接形式的对等。用公式表示如下： ST item X = TL item A (under conditions def…) TL item B (under conditions ghi …) TL item C (under condition jkl …) (Williams & Chesterman 2004: 49-50) 此时依照Nida (Nida: 105)的动态对等理论，应采用归化策略。归化(domestication) (Venuti 1995: 19)是指在翻译中忘掉原文的语言外壳，然后用透明、流畅的译入语表达出来。Schleiermacher (Schleiermacher 1813) 曾提出“尽量不打扰读者，使作者向读者靠近。”归化策略可使用如下翻译方法： (五) Every dog has its day (凡人皆有得意时)；Don’t show off in the presence of an expert (不要班门弄斧)One cannot expect to achieve anything if he risks nothing (不入虎穴，焉得虎子)等在目标语中无法找到完全对等的所指物(Referent)，因而可采用意译。意译是根据原文的大意来进行翻译，强调的是源语文化和目标语文化的彼此独立性。冯庆华 [ 17 ] 是这样定义意译的：“所谓意译，就是只保持原文内容，不保持原文形式的翻译方法。” (六) generation gap (代沟)，summit meeting (峰会)，ivory tower (象牙塔)等可采用借译。借译是指用目标语文本的材料逐一翻译源语文本的语素的翻译方式。借译不仅表达意义，而且可以移植词的构成形式。 (七) Smoking Prohibited (禁止吸烟)；He had his hair cut yesterday (他昨天去理发了)等可采用改译。改译是指将源语文本中的被动语态译为目标语中的主动语态，可使译文更加通顺、流畅。Christiane Nord [ 18 ] 也提出过类似的说法，即“按照译语文化的准则来调整或‘改写’原文，是每个译者日常工作的一部分”。另外还有一些翻译方法如合译法、省略法等。 第三种情况：在社会/文化1下源语符号1代表的所指物1在社会/文化2下找不到对应的所指物2，也就是由概念所反映的所指物1完全不等于所指物2。用公式表示如下：ST (Source text) ≠ TT (Target text)。此时为了保证读者能够及时有效的理解原文要表达的意思，达到源语和译语在效果上的对等，应采用的翻译策略是创译。创译是指译者找不到能够采用的译语结构，希望在翻译过程中能够实现一定的突破，不是照搬其理论框架，而是基于源语在翻译时进行一定的拓展。翻译总是一种创造性的背叛 [ 19 ]。例如华为2014年在德国首都柏林开展了Mate7的新品发布会，它的广告语为“爵士人生”。中文广告语向大众传播了科技，不仅仅是冷冰冰的技术方面的词汇以及机器配置，而是要从产品的层面上升到人文关怀的层面，人生应该如一首蓝调爵士一样舒适惬意的生活，十分符合企业要倡导的文化与精神。它的英文翻译“Live once，live life”也恰如其分的表达了科技背后所传达的人文情怀，我们可以从各个角度来诠释这句话：“这一次，让我们活在当下”。“一旦拥有，别无所求”、“活出我的精彩”等。另外还有如商标名香奈儿(Chanel)、舒肤佳(Safeguard)等都可以看出创译不仅是摆脱原文语音语调等形式的束缚，而且成功的传达出原文内涵，彰显了原文魅力，因而创译在翻译中的作用也是功不可没的。
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user: 6. 结语 随着世界一体化的到来，翻译的作用也越来越明显。文化的拓展与传播得益于翻译，所以译者的社会作用也在不断提高。语义三角理论对翻译中的对等问题有一定指导意义，因而在具体的翻译过程中，译者应根据具体情况采取适用的翻译策略，以社会语言学为背景，融合Nida (Nida: 105)的形式对等和动态对等理论，使译文达到最佳翻译效果，从而促进文化交流。
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user: 摘要 近年来，我国领导人在海外媒体上发表署名文章的数量日益增加，这些署名文章中往往含有大量的隐喻，其中蕴含的诸多意象很容易激发起我们的语义联想，将抽象的概念具象化，使之变得通俗易懂。不同于一般的隐喻，外交隐喻具有较强的政治敏感性，表达意象性和民族特色性，恰当、准确地翻译好外交隐喻是外交话语翻译实践中亟待探讨的难题。此次研究选取习近平近三年发表的海外署名文章为案例进行重点分析与探讨，将署名文章中出现的外交隐喻分成了7小类，并针对其英译研究尝试提出四“意”原则：对于双方共享式隐喻，可采取直“意”法；对于非共享式隐喻，可采取添“意”，转“意”和零“意”法，旨在丰富隐喻在外交话语中翻译研究的同时，尝试解读习近平外交话语中隐喻的特点及其英译策略的选择问题。
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user: 1. 引言 近年来，我国领导人逐渐青睐在海外权威媒体上发表署名文章来传播自己的外交思想或理念，顾名思义，署名文章即公开发表文章时会署上个人或团体的名字，这是文责自负的承诺，通常代表署名人或团体的观点或意见，具有权威性和指导性作用。近年来中国经济，社会等各方面的高速发展给国际社会带来启发的同时，困惑和疑虑也随之而来，他们希望了解中国的发展阶段和未来的发展方向，于是国家领导人在抵达访问国前夕，通常会在外媒的权威媒体上发表署名文章以回应国际媒体的种种分析和疑惑。 中国译协副会长陈明明表示，领导人署名文章一般包括访问目的，合作领域和成果，未来展望等，能有效地传播国家领导人对当地民众的善意，是一种良好的沟通方式 [ 1 ]。习近平主席于2014年3月出访荷兰前夕，发表了题为《打开欧洲之门携手共创繁荣》的署名文章，拉开了我国主席发表署名文章的序幕。党的十八大以来，习近平出访轨迹已遍及全球，习总书记的这些独具魅力的海外署名文章，不仅仅是习主席个人外交思想和话语风格的折射，蕴含着习主席诸多的外交新思维、新理念，也是国家对外传播理论与实践的重要窗口和重大创新，具有较强的研究价值。而国内对领导人海外署名文章的研究强度还有待加强(CNKI上仅检索到11篇相关论文)，并且研究角度也主要集中在如下3个学科领域：传播学、外交学和修辞学——张树军等从对外传播角度对习近平海外署名文章对中国故事、中国发展主旋律、对外传播的方式和目标进行论述 [ 2 ]；江涛等从公共外交视角分析习近平海外署名文章的结构特征、意义与作用 [ 3 ]；陈昌凤等从修辞学角度对习近平海外署名文章的修辞手段、修辞目的、同一修辞策略进行分析 [ 4 ]，目前还少有学者探讨署名文章的英译研究，仅有范武邱和胡健分析了署名文章的特点及署名文章中的外交大词的英译原则 [ 5 ]。 在海外发表署名文章，面对的无疑是更广泛的受众，大家都有着不同的文化背景和政治立场，有鉴于此，国家元首往往会采取一定的修辞技巧和策略化抽象为具体，隐喻毫无疑问会“首当其冲”。莱考夫(Lakoff)和约翰逊(Johnson)提出隐喻认知理论后 [ 6 ]，国内外掀起了隐喻认知研究的热潮，隐喻不仅可以反映我们的认知方式，也是我们极其重要的思维工具，在日常生活中随处可见。政治和外交文本中也存在大量的隐喻，因此，对隐喻使用的研究有助于深入理解政治和外交文本，探究习主席署名文章中的隐喻使用情况及英译翻译策略，是研究我国对外传播话语的重要内容，对更好地促进对外交流具有重要作用。
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user: 2. 习近平海外署名文章发表情况及特点 通过对外交部官网，人民网以及新华社等官方网站的检索，从2014年至今，习近平出访的足迹遍布亚洲、欧洲、非洲、拉丁美洲、大洋洲，国家高达50余个，以此种形式对中国国家形象做了权威而生动的国际表达，向世界各国传递着一个东方文明大国，负责任大国以及社会主义大国等国家形象。 2.1. 语料选择 兼顾研究实施的可行性，本文仅选取习近平在近三年(2018年1月至今)发布的19篇署名文章，共涉及到如下19个国家：缅甸，希腊，尼泊尔，朝鲜，塔吉克斯坦，吉尔吉斯斯坦，法国，葡萄牙，意大利，巴拿马，阿根廷，西班牙，菲律宾，文莱，巴布亚新几内亚，南非，卢旺达，塞内加尔，阿联酋。选择这些政治语料作为研究对象，主要有以下几点考虑： 1) 所有语料均来自外交部，新华社，人民网等官方网站，语料来源权威，内容相对完整；2) 语料跨度为3年，涉及到19篇文章，语料较为新颖，并且还未有学者研究过习近平近三年的署名文章，是汉语政治文本中的隐喻及其翻译策略研究的一个补充；3) 由于海外署名文章发表于国外权威期刊，语言各不相同，但传播范围又不仅仅局限在受访国，故本文主要探讨官方的英文译本(来源于外交部英文网站或新华社)，所涉译文均由资深翻译专家完成，可作为政治文本的“翻译原型”，亦能为外交文本的翻译提供参考。 2.2. 语料分析 习近平的19篇署名文章涉及范围广，涵盖政治，经济，文化，社会等各个方面，每篇文章1000余字，篇幅短小精悍，语言内涵丰富，隐喻性词汇广泛地出现于外交话语中，为其实现最佳的话语传播效果提供了可能。 Lakoff认为隐喻是“跨认知领域的映射，是始源域(source domain)到目标域(target domain)的映射” [ 6 ]。换言之，目标域与始源域之间有着某种程度上的相似性或等同性。以习近平2019年6月11日发表在吉尔吉斯斯坦官媒上的署名文章《愿中吉友谊之树枝繁叶茂、四季常青》 1 为例，我们可以看到源域与目标域之间的映射关系： Table 1 The projection relations between target domain and source domai 目标域 源域 中吉友谊 树 中吉友谊世代友好 树的四季常青 中吉友谊的发展繁荣 树的枝繁叶茂，茁壮生长 中吉友谊的破裂 树的衰老死亡 表1. 目标域与源域的映射关系 从表1中我们可以看到，“中吉友谊”是目标域，内容较为抽象，“树”是始源域，内容相对具体，是我们日常所见之物，通俗易懂，中吉友谊的发展变化犹如一棵参天大树一样，将抽象的国与国之间的关系隐喻为日常熟悉之物，很容易被受众接受和理解，这也是政治或外交文本中常使用的手段之一。符合映射论中利用始源域的事物生动地描述目标域事物的原理 [ 7 ]。 习主席的19篇署名文章中也使用了大量的隐喻，叶爽从中国领导人政治讲话的语料中归纳出13类概念隐喻 [ 8 ]：“人体，道路，家庭，作业，标志，果实，战争，书籍，音乐，建筑，工程，机器，戏剧”，由这13类隐喻受到启发，从19篇署名文章中通过使用Antconc3软件对语料中的关键词检索提取出132处隐喻(重复出现的类似隐喻只算一处)，并将其分为以下7类： Table 2 The classifications of metaphors in Xi Jinping’s overseas bylined article 序号 类型 实现方式 1 旅途 道路、推动、增进、加速、航向、风帆、快车等等 2 人体 朋友、伙伴、兄弟、梦、见证、对话等等 3 植物 种子、根植、成果、硕果、果实等等 4 自然 海洋、江河、风云、风雨、源头、活水等等 5 建筑 桥梁、台阶、平台等等 6 战争 战略、努力、攻坚、成功等等 7 其他 财富、利益、动物、颜色、篇章、蓝图等 表2. 习近平海外署名文章中的隐喻分类 从表2可以看出习主席使用的隐喻中始源域主要为以上7类，这些隐喻其实涵盖了作为人的基本活动，只有当“国家”这一概念具有“人”的属性时，才能进行这一系列活动，我们或许可以做出假设：所有这些隐喻都根植于一个本隐喻——“国家是人”。无论是看似分散的7类隐喻，还是一个本隐喻，隐喻在外交话语中有着不可或缺的作用，它不仅是说话者自身的认知和体验的体现，也能折射出说话者背后的价值观和其独特的文化背景，尤其是进行对外传播时，必须兼顾跨地域，跨文化的因素，故隐喻的翻译就成为了对外传播的重中之重，能有效提高此类政治外交文本的翻译质量，更好地促进对外交流。
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user: 4. 总结 习近平主席海外署名文章向世界娓娓道出了一个历史文化悠久，经济社会发展，人民生活和谐的东方大国形象，是对外交流的重要窗口，有力地向国际展示了我国的“一带一路”和“中国梦”理念，在中国文化“走出去”的同时，也给国际社会带去了启发和机遇，这为系统研究海外署名文章提供了现实意义和实践基础。 本文通过对习近平近三年的19篇海外署名文章中隐喻的使用情况和特点进行分析，将署名文章中的外交隐喻分成了7小类，并探讨了其具有的三种特性：典型意象性，政治敏感性和民族特色性，故文章从意象出发，尝试提出外交隐喻翻译的四“意”原则。鉴于英汉两种语言中的隐喻，由于各自文化的影响，有着各自特有的个性，对于共享式的隐喻可采取直“意”法，对于非共享式隐喻，可以视具体隐喻具体情况而采取添、转、零“意”法，不同类型的外交隐喻可采取不同的翻译方法。在翻译中有意识地注意到英汉语言中隐喻的差异，有助于理解文化在翻译中的差异与作用，四“意”原则的提出也尝试为我国政治文本的英译研究提供点滴启示，让我国灿烂的文化在新时代走向国际的进程中不断焕发出新的生机与活力。
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user: 摘要 文章利用CGSS 2015数据，采用logistic回归方法研究了阶层认同和自评健康对居民商业养老保险参保行为的影响，并进一步验证了自评健康对居民参保的中介效应，最后对城乡和职业分样本进行了分析。主要结论如下：第一，阶层认同和自评健康对居民参加商业养老保险具有显著的正向影响。第二，自评健康在阶层认同和居民参加商业养老保险参保行为之间具有一定的中介效应。第三，无论是居民总体还是城乡分别来看，均对商业养老保险的参保具有显著正向影响，并且农村居民的阶层认同和自评健康对商业养老保险参保的影响远大于城市居民；农业工作和无工作人群中阶层认同对商业养老保险参保的影响更大，非农工作人群中自评健康对商业养老保险参保的影响更大。
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user: 1. 引言 随着我国老龄化进程的不断加快，养老问题的严重性日益凸显。为了应对老龄化危机，党在十九大提出要构建多层次社会保障体系，养老保险作为社会保障最为重要的险种，目的是保障老年人的基本生活需求，使老年人老有所养。当前，我国养老保险体系正在畸形发展，基本养老保险一家独大，商业养老保险夹缝生存，没有承担起分化家庭和社会风险的作用。《国务院办公厅关于加快发展商业养老保险的若干意见》(2017年)指出，发展商业养老保险，对于健全多层次养老保障体系，促进养老服务业多层次和多样化发展，应对人口老龄化趋势和就业形态新变化，进一步保障和改善民生，促进社会和谐稳定等具有重要意义。 在我国人口老龄化日益严峻的背景下，面对保险体系中商业养老保险的严重缺位，探究影响居民参加商业养老保险行为的因素极其必要。居民对自身的健康评价和阶层认同是否一定程度上影响了商业养老保险的参与，造成了当前居民商业养老保险的参保率过低，参保积极性不足，从而影响了我国养老保险体系的良性发展。因此，文章基于CGSS 2015年数据，选取阶层认同和自评健康作为解释变量，采用logistic回归方法，对其是否影响居民商业养老保险参与进行剖析。这不仅可以提高居民对商业养老保险的认同和参与，同时可以为政府宣传商业养老保险的作用和保险公司提供产品推广提供借鉴意义，共同促进商业养老保险的健康发展。
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user: 2. 研究假设 目前，学术界对于影响商业保险参保的研究文献较为丰富，主要集中于参保意愿和参保行为。从参保意愿来看，Hermann等认为发展中国家的农村参加健康保险的意愿较低 [ 1 ]。Ghosh同样对发展中国家的印度Darjeeling地区人们参加健康保险进行研究，认为人们的参保意愿低的原因是受到个人特征和家庭特征的影响 [ 2 ]。我国学者石晨曦通过建立世代交叠模型认为个税递延型商业养老保险的税收优惠越大，人们的参保意愿越强 [ 3 ]。陈其芳以农村居民为研究对象，认为年龄、受教育程度、家庭年纯收入、对保险的了解程度和态度以及政府宣传都会对居民参保意愿产生显著影响 [ 4 ]。从参保行为看，行为理论认为人的行为在实际环境中会受到主客观因素的影响。一方面，个人、家庭和社会等客观因素影响人的行为决策。Eric和Ray-Mazumder分别论证了保险参与影响人的退休行为 [ 5 ] 和健康行为 [ 6 ]。也有学者分析了年龄 [ 7 ]、户籍 [ 8 ]、有无工作 [ 9 ] 和儿子数量 [ 10 ] 等因素对居民参保行为具有重要影响。另一方面，人们的情感变化和社会感知同样会影响人们行为的变化。风险感知、承受能力及管理行为会对农业保险的决策产生重要影响 [ 11 ]。郑雄飞、黄一倬认为社会公平和执法公平对农村养老保险的参与有显著的正相关关系 [ 12 ]，还有学者从社会互动 [ 13 ]、风险认知 [ 14 ] 和政策认可 [ 15 ] 等方面做了相关研究。上述研究对象通常为各种类型的保险，没有做更为细致的划分，缺乏对商业养老保险更深入的研究。即便有了参保意愿，如果没有支付能力，居民也不一定参加保险，由此，研究参保行为更具有现实意义。 社会阶层是根据财富、名望和权利的不同，形成的具有相同或类似社会地位的社会成员组成的相对持久的群体。由于社会阶层不同，个人的生活方式、价值观念、消费行为也会受到相应影响 [ 16 ]。社会阶层在居民参加保险过程中产生的影响还存在争议。有学者认为影响是正向的。认为阶层认同和私人健康保险有密切的正向关联 [ 17 ]。吴玉锋基于CGSS数据，运用社会阶层和社会资本作为自变量，论证了阶层认同能有效促进商业养老保险的参与 [ 18 ]。有的学者却认为影响是负面的。认为社会分层加剧了阶层认同的差异化，从而扩大了获取医疗服务的不平等 [ 19 ]。马传松、朱挢认为居民对于阶层感知固化的认识，削弱了人们内在发展的动力，淡化了主人翁意识，对于社会实践的积极性也大大降低，以致对于养老保险的参保无动于衷 [ 20 ]。而更多学者研究的是参加保险对于阶层认同的影响，认为通过参加保险、改善健康状况能有效提高阶层认知 [ 21 ]。王通则从社会流动性角度认为社会阶层阻碍了社会要素的有效流动，同时阻碍了保险的参与 [ 22 ]。基于对阶层认同的分析，提出第一个假设： 假设1：阶层认同对居民参加商业养老保险具有正向作用，阶层认同越高，参加商业养老保险的机率越大。 健康与每个人的生活和社会的发展与进步息息相关，健康的影响因素一直是社会科学界研究的热点问题之一。大量文献表明，健康自评能够反映健康状态的主观和客观两个方面，可以作为评价健康状况的一个重要指标 [ 23 ]。自评健康是个体对其健康状况的主观评价和期望 [ 24 ]。自评健康对参加保险的影响同样存在争议。一般来说，当理性人感知会出现健康问题时，会相应地增加医疗和养老保险类的支出，用以规避风险 [ 25 ]。郑沃林、吴剑辉等从农民角度通过实证分析认为自评健康越差，对健康风险的敏感度越高，越会选择参加保险降低风险 [ 26 ]。李建秀和谭岱等通过分析高校大学生参加基本医疗保险意愿，认为自评健康越差参保意愿越强烈 [ 27 ]。但郭牧琦、陆耀明等论证了自评健康对老年人参加商业保险具有正向影响，健康水平越高的老年人参加商业保险的概率越大 [ 28 ]。秦芳、王文春等认为健康程度越高的居民更大概率购买商业保险，其中有保险公司为了防止出现逆向选择和道德风险，把自评健康较差的人群排除在外 [ 29 ]。自评健康对居民参保的影响如何，学术界还没有统一的定论，同时随着时间的变化人们对于健康的态度也会发生相应的改变，有些实证数据也需要与时俱进。为此，提出第二个假设： 假设2：自评健康对居民参加商业养老保险具有正向作用，自评健康越高，参加商业养老保险的机率越大。 社会分层理论认为在经济层面上的社会分层，反映的是社会阶层的深层结构；而在财富、权力、声望、生活方式、职业等层面上的社会分层，反映的是社会阶层的表层结构 [ 30 ]。个人的健康行为同样会受到社会分层中表层结构的影响。郭慧玲在研究行为人的生理健康和心理健康时指出，个体的健康程度在某种程度上是社会阶层在个体身上印刻的结果，而阶层认同会对印刻过程产生影响 [ 31 ]。基于此，提出第三个假设： 假设3：阶层认同对自评健康具有正向影响，阶层认同越高，自评健康也越高。
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user: 3. 研究设计 3.1. 数据来源 文章所使用的数据为2015年的中国综合社会调查(Chinese general social survey， CGSS)。调查范围涉及全国31个省份，采用分层抽样调查的方法对调查对象进行综合性社会调查，由于对是否参加商业养老保险进行研究，为了保证数据的真实性和合理性，删除相关变量的缺失值和异常值后，共得到9632份样本，其中农村居民4008份，城市居民5624份。 3.2. 变量选取 3.2.1. 被解释变量 文章的被解释变量为是否参加商业养老保险，调查问卷中的相关问题是“您目前是否参加了以下社会保障项目——商业性养老保险？”，选项为“是”或“否”，回答“是”赋值为1，回答“否”赋值为0。统计分析结果发现，我国商业养老保险参保人群仅占总人群的5.99%，参保人数较少。 3.2.2. 解释变量 文章以阶层认同和自评健康作为解释变量。其中，阶层认同基于问题“您认为自己目前处于哪个等级上？”回答有10个等级，对该变量2个为一组重新编码为：“最底层 = 1、底层 = 2、中层 = 3、高层 = 4、最高层 = 5”五种，统计结果显示，46.8%的居民认为自己处于下层(小于3)，46.58%的居民认为自己处于中间阶层(等于3)，仅有6.62%的居民认为自己处于上层(大于3)。自评健康基于问卷中“您觉得您目前的身体自评健康如何？”选项分为5层：“很不健康 = 1、比较不健康 = 2、一般 = 3、比较健康 = 4、很健康 = 5”，统计结果显示，17.73%的居民认为自己不健康(小于3)，21.81%的居民认为自己处于平均水平(等于3)，60.46%的居民认为自己是健康的(大于3)。 此外，为了降低自变量以外一切能引起因变量变化的因素对结果造成偏误。文章选取了个人特征、家庭特征和社会特征作为控制变量。其中，个人特征主要涉及性别、年龄、受教育程度、婚姻和工作。家庭特征主要涉及收入和子女数量，为了提高研究的科学性，对收入取对数处理。社会特征主要涉及基本养老保险、地区和户籍。具体的变量赋值及描述性统计见表1。 3.2.3. 模型选定 由于本文的被解释变量是否参加商业养老保险为二分类变量，且研究重点是对参加商业养老保险的影响，因此，采用二元logistic回归模型进行实证分析，故将回归方程设定为： L n ( p i 1 − p i ) = β 0 + β 1 x 1 + β 2 x 2 + β 3 x 3 + ⋯ + β n x n 其中， p i 表示参加商业养老保险， 1 − p i 表示未参加商业养老保险，n表示自变量的个数； β 0 表示常数项， β n 表示自变量的回归系数，反映对参保影响的方向和程度。 Table 1 Variable assignment and descriptive statistic 变量 赋值 均值 最小值 最大值 商业养老保险 0 = 否，1 = 是 0.060 0 1 社会阶层 1 = 最底层，2 = 底层，3 = 中层，4 = 高层，5 = 最高层 2.462 1 5 自评健康 1 = 很不健康，2 = 不健康，3 = 一般，4 = 比较健康，5 = 很健康 3.613 1 5 性别 0 = 女性，1 = 男性 0.477 0 1 年龄 连续性数值 50.490 18 94 受教育程度 1 = 小学及以下，2 = 初中，3 = 高中，4 = 大学及以上 2.126 1 4 婚姻状况 1 = 未婚，2 = 已婚，3 = 离婚或丧偶 2.009 1 3 收入 取对数 10.327 0 16.118 子女数量 连续性数值 1.731 0 11 基本养老保险 0 = 否，1 = 是 0.706 0 1 地区 1 = 东部，2 = 中部，3 = 西部 1.847 1 3 户籍 1 = 城市，2 = 农村 1.416 1 2 工作 1 = 非农工作，2 = 农业工作和无工作 1.626 1 2 表1. 变量赋值及描述性统计
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user: 4. 实证检验结果分析 4.1. 基准回归 为了避免变量间存在自相关，首先进行了多重共线性检验。结果显示，VIF最高值为2.48，平均值为1.44，小于3的临界值，表明变量间的多重共线关系较弱，满足回归模型的要求。然后按照选取的变量，先后建立了3个模型，其中模型(1)只加入了阶层认同变量，模型(2)只加入了自评健康变量，模型(3)是同时加入了阶层认同和自评健康变量。从表2中可以看出模型的Log Likelihood的绝对值不断变小，而LR chi2不断变大，表示模型都是显著的，拟合度在不断增强。Pseudo R2越来越大，故新变量的加入增加了被解释变量变异的解释力度。 4.1.1. 阶层认同对商业养老保险参保行为的影响 表2基准回归结果显示，在仅考虑阶层认同对居民商业养老保险参保行为的影响下，阶层认同越高，居民参加商业养老保险的机率越大，意味着阶层认同对居民参加商业养老保险产生了促进作用。引入自评健康变量后，正向效果依然显著。部分原因是，由于人们具有从众心理和攀比心理，一方面，较高的阶层认同会通过购买商业养老保险这一相似的行为来获得认同感和归属感，维持较高的社会地位；另一方面，较高的阶层认同会通过攀比心理购买商业养老保险从而追求生活的质量和应对未来可能出现的风险。从而假设1成立。 4.1.2. 自评健康对商业养老保险参保行为的影响 表2给出了基准回归结果，自评健康对于居民参加商业养老保险的参保行为具有正向显著影响，引入阶层认同变量后，正向效果依然显著。因为保险公司在销售保险产品时，为防止逆向选择和道德风险，往往对参保者设定准入门槛，只有达到特定标准才能够购买保险。因此，自评健康较差的居民即使想购买保险也被排除在外。假设2得以验证。 Table 2 Logistic regression mode 变量 模型(1) 模型(2) 模型(3) 阶层认同 0.220 *** (3.77) 0.197 *** (3.35) 自评健康 0.226 *** (4.39) 0.210 *** (4.04) 控制变量 是 是 是 Pseudo R2 0.0969 0.0982 0.1008 Log likelihood −1972.006 −1969.26 −1963.586 LR chi2 423.227 428.718 440.065 N 9632 9632 9632 表2. Logistic回归模型 注： * 表示P < 0.1， ** 表示P < 0.05， *** 表示P < 0.01。 4.2. 中介效应 为了保证中介效应结果的稳健性，同时采用逐步法和系数乘积法来验证。根据温忠麟教授提出的逐步检验法 [ 32 ]，本文的检验步骤如下：第一步，模型(1)检验阶层认同是否影响居民商业养老保险的参保行为；第二步，模型(2)检验阶层认同是否显著影响自评健康；第三步，模型(3)检验阶层认同和自评健康是否显著影响居民商业养老保险参保行为。如果以上条件均满足，就可证明中介效应存在。 在表3模型(1)中，商业养老保险的估计系数为0.014 (P < 0.01)，表明阶层认同越高会显著提升居民商业养老保险参保的机率。在模型(2)中，自评健康的估计系数为0.163 (P < 0.01)，表明阶层认同越高，人们自评健康就会越高。在模型(3)中，阶层认同的估计系数为0.013 (P < 0.01)，自评健康的估计系数为0.007 (P < 0.01)，表明阶层认同和自评健康都会显著影响居民的商业养老保险参保行为。并且与模型(1)和模型(2)相比，模型(3)中阶层认同和自评健康的估计系数出现了下降。 Table 3 The mediating role of self rated healt 变量 阶层认同 模型(1) 自评健康 模型(2) 商业养老保险 模型(3) 商业养老保险 0.014*** 阶层认同 0.163*** 0.013*** 自评健康 0.007*** 控制变量 是 是 是 N 9632 9632 9632 表3. 自评健康的中介作用 注： * 表示P < 0.1， ** 表示P < 0.05， *** 表示P < 0.01。 根据Sobel提出的系数乘积检验法 [ 33 ]，Sobel检验中Z值为6.888 (P < 0.01)，表明自评健康的中介效应存在。综上所述，通过逐步法和系数乘积法均发现，自评健康在阶层认同和商业养老保险的参保行为之间存在部分中介效应，则假设3成立。 4.3. 稳健性检验 为了避免Logistic方法可能产生的估计结果偏差，文章分别采用OLS模型和Probit模型代替原来的模型，从表4中可以看出模型的方向和显著性基本一致，表明模型具有较好的稳健性。 Table 4 Robustness chec 变量 OLS模型 Probit模型 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5) 模型(6) 阶层认同 0.014 *** (4.66) 0.012 *** (4.20) 0.118 *** (4.25) 0.106 *** (3.77) 自评健康 0.009 *** (3.65) 0.007 *** (3.05) 0.110 *** (4.52) 0.100 *** (4.08) 控制变量 是 是 是 是 是 是 系数 −0.126 *** (−5.54) −0.141 *** (−5.80) −0.153 *** (−6.27) −3.943 *** (−14.50) −4.304 *** (−14.74) −4.345 *** (−14.91) 表4. 稳健性检验 注： * 表示P < 0.1， ** 表示P < 0.05， *** 表示P < 0.01。
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user: 5. 基于城乡和职业的分析 5.1. 基于城乡的分样本分析 由于中国存在以城乡作为分割的二元社会结构，城乡居民的生产方式、生活方式和思维方式又具有一定的差异化。下面分别以城市和农村进行异质性分析，表5中的模型(1)~(6)显示了城市和农村分样本下的估计结果。城市和农村分样本下，阶层认同和自评健康对居民商业养老保险的参保行为均显著为正，且具有一定的差异性。纵向来看，在城市样本中，自评健康比阶层认同的影响更加强烈。由于城市居民经过工业化和城市化的洗礼，削弱了传统社会的等级分明、贵贱有序的思想观念，也开始慢慢意识到身体健康长寿的重要性。而在农村样本中，阶层认同比自评健康的影响更为强烈。因为农村还是传统的乡土社会，依然存在传统的社会等级观念，对于自身的健康状况不够重视。横向来看，无论是阶层认同还是自评健康农村居民对于商业养老保险参保的机率都大于城市居民。部分原因是，一方面，根据“差序格局”理论，社会关系和价值判断会以自我为中心，像水波纹一样推及开来，对处于乡土社会的农村影响更加明显；另一方面是由于农村居民参加商业养老保险的人数较少而导致的。 Table 5 Regression results of urban and rural sample 变量 城市 农村 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5) 模型(6) 阶层认同 0.151 ** (2.26) 0.134 ** (1.99) 0.448 *** (3.70) 0.409 *** (3.34) 自评健康 0.183 *** (3.08) 0.173 *** (2.89) 0.326 *** (3.06) 0.285 *** (2.65) 控制变量 是 是 是 是 是 是 系数 −8.325 *** (−11.00) −9.113 *** (−11.39) −9.043 *** (−11.30) −8.731 *** (−7.43) −9.398 *** (−7.56) −9.704 *** (−7.79) 表5. 分城乡样本回归结果 注： * 表示P < 0.1， ** 表示P < 0.05， *** 表示P < 0.01。 5.2. 基于职业的分样本分析 职业的差异化也会影响居民商业养老保险的参保行为。表6中模型(1)~(6)显示了不同样本估计下的结果。总的来看，职业对居民参加商业养老保险的影响是正向的并且不同职业具有一定的差异性。经过进一步分析。从纵向来看，在非农工作中只有自评健康的影响是显著为正向的，表明非农工作人群的健康因素对参保的影响更大。在农业工作和无工作人群中，阶层认同和自评健康对居民参加商业养老保险均具有正向显著影响。从横向来看，在阶层认同方面，农业工作和无工作人群对参加商业养老保险的影响更为强烈，农业工作和无工作人群因为缺乏上升通道，更加坚定了阶层固化的观念，从而阶层认同每提高一级对参保的机率越大。在自评健康方面，非农工作对商业养老保险参保的影响更大，非农工作的人群大多集中于城市并且流动性较大，具有一定的经济基础，更加注重自身的健康状况。 Table 6 Regression results of occupational sample 变量 非农工作 农业工作(无工作) 模型(1) 模型(2) 模型(3) 模型(4) 模型(5) 模型(6) 阶层认同 0.121 (1.57) 0.105 (1.36) 0.361 *** (3.98) 0.335 *** (3.66) 自评健康 0.215 *** (2.99) 0.208 *** (2.88) 0.204 *** (2.74) 0.170 ** (2.24) 控制变量 是 是 是 是 是 是 系数 −9.325 *** (−10.92) −10.293 *** (−11.18) −10.250 *** (−11.14) −7.097 *** (−8.07) −7.559 *** (−8.10) −7.710 *** (−8.37) 表6. 分职业样本的回归结果 注： * 表示P < 0.1， ** 表示P < 0.05， *** 表示P < 0.01。
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user: 6. 结论与讨论 文章利用CGSS 2015数据，采用logistic回归方法研究了阶层认同和自评健康对居民商业养老保险参保行为的影响，并进一步验证了自评健康对居民参保的中介效应，最后对城乡和职业分样本进行了分析。主要结论如下：第一，阶层认同和自评健康对居民参加商业养老保险具有显著的正向影响。第二，自评健康在阶层认同和居民参加商业养老保险参保行为之间具有一定的中介效应。第三，无论是从居民总体还是城乡分别来看，均对商业养老保险的参保具有显著正向影响，并且农村居民的阶层认同和自评健康对商业养老保险参保的影响远大于城市居民；农业工作和无工作人群中阶层认同对商业养老保险参保的影响更大，非农工作人群中自评健康对商业养老保险参保的影响更大。 上述结论对我国商业养老保险的发展具有重要启示。基于实证结果，提出如下建议： 1) 营造公平和谐的社会环境，使社会全体人民享受到社会发展带来的红利，从而提高居民的阶层认同。此外，商业养老保险产品的销售可以采取不同的策略，在一定程度上激发居民的从众和攀比心理，提高社会底层居民购买保险的积极性，从而化解生活中遇到的风险，扩大商业养老保险的覆盖面。 2) 政府要加大对医疗卫生和公共服务方面的支出，在提升居民的健康水平的同时，会对商业养老保险的参与产生一定的溢出效应。商业保险公司可以适当降低准入门槛，随着覆盖面的不断扩大，增量带来的收益可以在一定程度上弥补产生的道德风险和逆向选择。 3) 政府和商业保险公司都要对农村地区给予更高的关注，通过对农村地区的相关政策倾斜和投入，在商业养老保险方面产生的收益远大于城市。对于不同职业人群采取不同的销售策略和产品，使其具有针对性，提高居民参加商业养老保险的积极性。
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user: 摘要 本文研究了按比率p移除易感植株为控制措施的一类Lotka-Volterra Filippov型植物传染病模型。讨论了无病平衡点和地方病平衡点的存在性和稳定性以及伪焦点的存在性。通过构造合适的非光滑的Lyapunov函数利用广义Lyapunov方法研究该模型在不同经济阈值下的全局动力学，得到三个结果。
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user: 1. 引言 由植物病原体所引起的植物传染病会造成巨大的作物损失，如何有效地控制植物传染病引起了科学家和各国政府的高度重视。为了有效地控制植物传染病，减少对环境的危害，了解植物传染病的传播动力学是至关重要的。大量的理论和实证研究表明：建立微分方程描述的数学模型是研究传染病传播动力学的一个非常有效的方法，通过对所建模型的分析研究能帮助我们理解影响疾病传播的潜在机理，为控制策略的指定提供重要建议和依据。例如Jeger等人 [ 1 ] 研究一种分析植物病毒传播特性。Fishman等人 [ 2 ] 研究了柑橘病毒的传播与控制。 由于化学残留物对环境有直接的负面影响，所以不提倡使用化学方法来控制植物传染病。近年来采用多种控制措施相结合的疾病控制策略开始进入人们视线。直到1972年，疾病综合治理(IDM)的概念 [ 3 ] 被提出，IDM是结合生物防治和栽培措施防治等控制策略来预防和消除传染病传播。其中，再植易感植株和移除染病植株是一种有效的栽培控制措施。例如Chen等人 [ 4 ] 研究了具有再植易感植株和移除染病植株控制措施传染病模型，该模型的定性分析表明了疾病持续存在的稳定动力学和阈值条件。Bosch [ 5 ] 研究了以再植和移除为控制策略的果园传染病的动力学研究。 Zhao等人 [ 6 ] 提出了一种Lotka-Volterra Filippov型植物传染病模型并且考虑一类具有比率种植率的植物传染病，模型如下： { d S d t = P ( S ) − β S I − η 1 S + ψ ( I ) p S ， d I d t = β S I − η 2 I − ψ ( I ) ν S ， 其中 P ( S ) = α 表示植株的常数种植比率， ψ ( I ) 是一个与经济阈值ET有关的控制函数，具体表达式为： ψ ( I ) = { 0 ， I < E T ， 1 ， I > E T . 模型具有五种类型的平衡，其中一种类型的平衡，用植物初始数的迭代方程来讨论全局结构。对于其他四种类型的平衡，通过构造适当的Lyapunov函数得到每种类型的有界全局焦点。Wang等人 [ 7 ] 对Zhao的模型经行改进，考虑一类具有常数种植的植物传染病模型，即当 P ( S ) = A 。由于首次积分不存在，分析具有常数种植的植物传染病的动力学行为更加困难。Wang等人在分析具有常数种植的植物传染病模型中发现该模型具有滑模异宿轨的现象，获得更加丰富的动力学行为。 基于传染病没爆发时追求经济效益最大化以及当传染病爆发时经济损失最小化的原则，本文在Wang和Zhao研究的Lotka-Volterra Filippov型植物传染病模型上，考虑一类以移除易感植株为控制策略的植物传染病模型，为了追求经济效益最大化，我们在传染病还没有发现时，可以采取按常数 A 与按比率 p 种植易感植株的方式获得最大经济效益，考虑到环境容纳量的原因，我们假设种植比率 p 小于易感植株的自然死亡率 η 1 。传染病在经济阈值为 σ 1 爆发时，为了追求经济损失最小化，将不再按比率 p 种植易感植株达到控制传染病传播和及时止损的目的。用右端不连续微分方程描述一个具有经济阈值的Lotka-Volterra Filippov型植物传染病模型，具体模型如下： { d S d t = A − β S I − η 1 S + φ ( I ) p S ， d I d t = β S I − η 2 I . (1.1) 其中 A 表示易感植株的常数种植数量； β 表示传染病的感染率； η 1 表示易感植株的自然死亡率； η 2 表示感染植株的死亡率，包括自然死亡率和因病死亡率。 p 表示易感植株的种植比率，这里我们假设 p < η 1 。 φ ( I ) 是一个控制函数，函数值与易感植株的数量有关，具体表达为： φ ( I ) = { 0 ， I > σ 1 ， 1 ， I < σ 1 . 定义 Σ = { ( S ， I ) ∈ ℝ + 2 | I = σ 1 } 和 G 1 = { ( S ， I ) ∈ ℝ + 2 | I < σ 1 }   ，   G 2 = { ( S ， I ) ∈ ℝ + 2 | I > σ 1 } 其中 ℝ + 2 = { S > 0 ， I < 0 } 。模型(1.1)在 G 1 上的向量场方程 F 1 为： { d S d t = A − β S I − η 1 S + p S ， d I d t = β S I − η 2 I . 模型(1.1)在 G 2 上的向量场方程 F 2 为： { d S d t = A − β S I − η 1 S ， d I d t = β S I − η 2 I .
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user: 2. 预备知识 在本小节中，将介绍本文中要用到的一些基本的理论知识，其中关于Filippov系统的定性理论参考文献 [ 8 ] [ 9 ]。方便起见，我们给出如下引理： 引理2.1 [ 10 ] (广义Lyapunov方法)如果 V ( x ) : ℝ n → ℝ 是正则的， x ( t ) : [ 0 ， + ∞ ) → ℝ n 在 [ 0 ， + ∞ ) 上的任意紧子区间上绝对连续。就有 x ( t ) 和 V ( x ( t ) ) 在 t ∈ [ 0 ， + ∞ ) 上是几乎处处可微的并且有： d d t V ( x ( t ) ) = 〈 ζ ( t )   ，   V ( x ( t ) ) 〉 ， ∀ ζ ∈ ∂ V ( x ( t ) ) . 下面我们给出一个关于非光滑Lyapunov函数的LaSalle不变原理的简短描述，具体细节可以参考文献 [ 11 ]。函数 V 关于微分包含 F ( x ) 的广义导数被定义为： d d t V ( x ( t ) ) = { a ∈ ℝ |   ∃   ξ ∈ F ( x )   使 得   ζ · ξ = a ，   ∀   ζ ∈ ∂ V ( x ( t ) ) } 引理2.2 [ 12 ] (LaSalle不变原理)如果 V : ℝ n → ℝ 是一个局部Lipschitz并且是系统的Lyapunov函数。假设存在 l > 0 ， L l 是由 { x ∈ ℝ | V ( x ) < l } 组成的集合，使得 x * ∈ L l 是有界集。令 Z V = { x ∈ ℝ |   ∃   ξ ∈ F ( x ) 使 得 〈 ζ · ξ 〉 = 0 ，   ∀   ζ ∈ ∂ V ( x ) } M 是 Z V ∩ L l 的最大弱不变集， x ( t ) 是系统满足初值条件 x ( 0 ) = x 0 ∈ L l 的解。有当 t → + ∞ 时 d i s t ( x ( t ) ， M ) → 0 。特别地，当 M = x * 并且 l → + ∞ 时， x * 是全局渐近稳定的。
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user: 5. 数值模拟 本小节中，通过数值模拟检验所得结论的正确性。 令 A = 8 ， β = 0.05 ， η 1 = 0.3 ， η 2 = 0.8 ， p = 0.1 此时 I 1 = A β − η 2 ( η 1 − p ) β η 2 = 6 ， I 2 = A β − η 2 η 1 β η 2 = 4 。当经济阈值 σ 1 = 8 > I 1 满足定理4.1的条件，根据定理4.1实平衡点 I 2 > σ 1 是全局渐近稳定的(数值模拟图见图1(a))。当经济阈值 I 1 > σ 1 = 5 > I 2 满足定理4.2的条件，根据定理4.2伪焦点 E p 是全局渐近稳定的(数值模拟图见图1(b))。当经济阈值 σ 1 = 3 < I 2 满足定理4.3的条件，根据定理4.3实平衡点 E 2 是全局渐近稳定的(数值模拟图见图1(c))。 图1. 系统解的数值模拟图
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user: 6. 结论 为追求经济效益最大化和经济损失最小化的目的，本文研究了按比率 p 移除易感植株为控制措施的一类Lotka-Volterra Filippov型植物传染病模型。讨论了无病平衡点和地方病平衡点的存在性和稳定性以及焦点的存在性。通过构造合适的非光滑的Lyapunov函数利用广义Lyapunov方法研究该模型的全局动力学，得到三个结论。当 σ 1 > I 1 时，系统存在唯一的全局渐近稳定的实平衡点 E 1 ，形成地方病。当 I 1 > σ 1 > I 2 时，系统的伪焦点 E p 存在并且是全局渐近稳的，形成地方病。当 I 2 > σ 1 时，系统存在唯一的全局渐近稳定的实平衡点 E 2 ，形成地方病。 本文的理论和数值结果表明，传染病最终不会消失，而是变成地方性疾病，这样的结果是合适现实的。按比率 p 移除易感植株最终会减少染病植株的数量，我们可以采取这一措施使染病植株的数量达到人们可接受的范围内，最大程度减少经济损失。解的最终趋势依赖与经济阈值 σ 1 ，这说明合理的经济阈值对控制传染病的传播有重要的意义。
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user: 摘要 本文考虑使用两种机器学习算法来识别零售价格、供应商价格和销售量之间的因果关系，目的是找到零售和供应商之间动态博弈下的定价权。本文使用最早期的PC算法和LiNGAM (线性非高斯无环模型)。所研究的数据集为某地区大型零售超市的食品产品的数据。PC算法不能在三个节点，即零售价格、供应商价格和销售数量之间找到因果方向，而基于非高斯分布误差数据下的LiNGAM算法能够找到三节点下的因果方向。
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user: 1. 前言 本文研究了以薯片为代表的零售食品行业的制造商和零售商之间的定价权。本文使用两种经典的算法：PC算法和LiNGAM(线性非高斯无环模型算法)。本文将两者都应用于推断某地区大型零售超市中收集的薯片零售价格、供应商价格和销售数量之间的因果关系。 本文所使用的两种机器学习算法，它们试图从观测数据中揭示变量之间的因果关系，而不是做结构的先验假设。两种算法在无环图结构上做搜索，得到的输出结果为有向无环图(DAG)。DAG被广泛用于表示非时间变量之间的因果关系 [ 1 ]。PC算法是对该领域的早期算法，它对数据进行了高斯假设，使用条件独立性关系来发现因果关系。高斯数据的假设否定了对高阶矩结构信息的需要 [ 2 ]。然而，PC算法往往导致一组不可区分的因果模式(马尔科夫等价类)。例如，当x、y和z正态分布时，数据无法区分两个图：x ← y → z和x → y → z。这两个图都兼容相同的概率分布，因此是不可区分的和观测等效的。 LiNGAM的一个关键特征是假设变量(或扰动)的非高斯性。如果数据是非高斯的，本文可以应用高阶矩来识别因果模式。数据离正态性越远，LiNGAM确定的最终因果模式就越准确。本文阐明了PC和LiNGAM算法的异同。通过假设检验的方法，本文的数据拒绝正态原假设，因此可以使用LiNGAM识别变量中的因果结构。
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user: 2. PC算法 2.1. 条件独立性与因果图 PC算法是最早和广泛使用的机器学习算法之一。为了便于解释，先描述依赖模型的概念。设X、Y、Z表示三个互不相交的变量的子集。“X在给定Z的情况下独立于Y”可以用独立性声明 I ( X ， Y | Z ) 来表示。假设M是一个依赖模型，用来规定 I ( X ， Y | Z ) 是否为真。如果无向图 G = ( V ， E ) 中的M变量与V中的顶点集有直接对应关系，则G的拓扑结构反映了M模型中的一些性质。图G中Z的子集节点截断了所有的X节点到Y节点之间的路径，可以写作 〈 X | Z | Y 〉 G 。当X和Y的子节点集合通过集合Z连接时，控制Z可以理解为阻断以上路径 [ 3 ]，并且引出了以下定义。 在满足元素的所有子集X、Y和Z不相交的情况下，如果M的变量和G的节点V之间存在一对一的对应关系，无向图G是依赖模型M的依赖性映射(或D-映射)。 I ( X ， Y | Z ) M ⇒ 〈 X | Z | Y 〉 G 类似地，G是M的一个独立映射(或I-映射)如果： I ( X ， Y | Z ) M ⇐ 〈 X | Z | Y 〉 G 如果G同时是D——映射和I——映射，则称G是M的完美映射(P-map)，即： I ( X ， Y | Z ) M ⇔ 〈 X | Z | Y 〉 G 给定一个满足因果马尔可夫条件和稳定性条件的概率分布P，对于连续正态分布和离散多项式分布，DAG (或贝叶斯网络)是P的一个完美映射。 2.2. 因果马尔科夫条件 PC算法中常用的分布假设是连续变量的高斯分布。从更广义的意义上说，一个参数化的数据集是一对 G ， Θ G ，其中G是一个数据集， Θ G 是一个自由参数集，它把图G映射到一个概率分布上。为了给参数指定一个概率分布，必须对参数施加一些限制，例如标准差不能为负。DAG G所代表任意的联合概率分布，且可按照如下因子分解定理分解： p ( X 1 = x 1 ， ⋯ ， X n = x n ) = ∏ i = 1 n p ( X i = x i | P a i G = p a i G ， Θ G ) (1) P a i G 是G中 X i 节点的父节点集合。根据G因子分解，其等价于DAG中的每个变量X独立于所有的(既不是X的父变量也不是X的后代节点)的变量，而依赖于G中X的所有父变量。满足式(1)中的性质的概率分布，称为G的因果马尔可夫条件 [ 4 ]。Pearl提出了d分离的概念来确定满足因果马尔可夫条件所包含的条件独立关系。 2.3. d分离 阻断：连个节点集合X，Y被Z阻断包含如下几个情况： 在链结构和叉结构中→ Z →，← Z →，其中Z是被控制的变量节点； 在对撞结构中→ Z ←，Z不被控制，并且Z的后代节点也不被控制。 d分离：两个节点集合X，Y被集合Z所d分离当且仅当XY节点之间全部路径被Z节点所阻断。 PC发现算法伪代码如下所示。