DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 4. 分析与讨论 4.1. 不同类型河岸带地表径流和土壤水分渗透特征分析 通过野外模拟冲刷，地表径流产生量顺序为类型5 > 类型8 > 类型1 > 类型2 > 类型7 > 类型6 > 类型3、类型4。类型3、4两种类型均为农业用地，人类长期耕作改变了其土壤结构，土质疏松，因此渗透性较好，6次冲刷后均无地表径流产生。类型5为草地，但是由于长期人类踩踏致使土壤板结，土壤 图3. 不同类型河岸带土壤总氮流失量 图4. 不同类型河岸带土壤铵态氮流失量 图5. 不同类型河岸带土壤硝态氮流失量 Table 2 The contents of nitrogen in water and soil physical and chemical background values of different types of riparian zon 河岸带类型 冲刷用水氮素含量(mg/L) 土壤背景值 TN NH 3 -N -N TN (g/kg) NH 3 -N (mg/kg) -N (mg/kg) pH 有机质(mg/kg) 类型1 2.78 0.42 2.15 1.21 33.57 2.94 7 35.19 类型2 5.54 0.32 5.10 1.93 20.98 4.09 7 45.97 类型5 2.00 0.19 1.25 1.42 18.05 3.63 7 34.79 类型6 2.25 0.42 2.78 0.72 44.13 1.87 4 10.74 类型7 2.10 0.07 1.77 1.74 35.05 20.25 7.5 37.31 类型8 3.35 0.21 1.86 2.93 27.66 6.77 7. 65.64 表2. 冲刷水体氮素含量和不同类型河岸带土壤理化背景值 Table 3 Effect factors of soil nitrogen los 土壤氮释放量 冲刷用水氮素含量 河岸带土壤理化背景值 河岸带特征参数 TN NH 3 -N -N TN NH 3 -N -N PH 有机质 植被覆盖度 坡度 土壤TN释放量 0.41 0.27 0.58 −0.06 0.6 0.15 −0.47 −0.20 −0.32 0.09 土壤NH 3 -N释放量 −0.5 0.31 −0.15 −0.55 0.97** 0.1 −0.76 −0.69 −0.75 0.85* 土壤 -N释放量 0.31 0.03 0.32 0.24 0.59 0.31 −0.34 0.06 −0.06 0.03 表3. 土壤氮素流失影响因子相关性分析 渗透性能差，地表径流量大。类型6为裸地，同时受人类干扰，作为建设用地新翻土壤，土质疏松，水分渗入量大。崔东海等研究表明，森林在土壤透气性、持水性以及入渗性能方面明显优于草地，森林覆盖是影响土壤持水性能的一个重要因素 [ 8 ] [ 9 ] 。但是类型7和8虽然是森林，林中人类活动频繁，造成土壤紧实，径流量大。 土壤水分渗透性能是评价土壤水源涵养作用的重要指标，同时也是反映土壤抗侵蚀能力的一个指标，是土壤水分研究的重要内容 [ 10 ] 。赵西宁等 [ 11 ] 、党宏忠 [ 12 ] 研究发现，在入渗初期，土壤入渗量大，随着土壤水分的饱和，入渗量量趋于稳定，这时达到稳渗状态。入渗速率与入渗时间存在显著幂函数关系 [ 13 ] 。Bodman等 [ 14 ] 、李裕元 [ 15 ] 等研究表明，土壤初期入渗量与自然含水率相关，自然含水率越大，初期入渗量越小，随着时间的延续，含水率对入渗的影响变小，最后可以忽略。达到稳渗时间与土壤自然含水率存在负相关关系，土壤初期自然含水率大，达到稳渗历时短，反之则长 [ 16 ] 。本研究的入渗规律同上述研究一致。河岸带乔木对河岸带土壤水分物理性质存在影响 [ 8 ] ，类型7和类型8同为林地类型，类型7为乔木，类型8为灌丛，类型7入渗量明显大于类型8。类型5土壤入渗量最小，类型3、4、6入渗量最大，这四个地方受人类干扰最为严重，类型5为草地，有植被覆盖，但是小环境受人类踩踏严重，土壤板结，不利于水分下渗。刘贤赵、康绍忠研究发现疏松的土壤被压实后，其入渗速率可以减小到压实前的2% [ 17 ] 。土壤质地也是影响河岸带土壤入渗性的一个重要因素 [ 18 ] 。解文艳和樊贵盛在土壤质地对土壤入渗能力的影响研究中提出，土壤质地越粗，透水性能越强，入渗速率从始至终均较大 [ 19 ] 。 土壤水分入渗受制于许多内、外因素，本研究从土壤自然含水率、植被类型、土壤质地、人类活动强度等因素说明不同类型河岸带水分入渗情况。研究中人类活动对土壤入渗性能的影响最为严重，人类活动破坏了土壤原始形态，致使土壤板结或疏松，对土壤水分入渗产生极大影响。同样，土壤自然含水率、植被类型、土壤质地等因素对土壤水分入渗均具有不同程度影响。 4.2. 不同类型河岸带土壤氮流失特征分析 本研究中，土壤总氮、铵态氮、硝态氮流失量均是类型6最大，类型5最低，表明植被覆盖、人类活动强度等因素对土壤氮流失影响很大。类型6为裸地，因此流失量最大，而类型5受人类活动影响，实验区域小环境内土壤受踩踏严重，有结皮现象，土壤紧实，不利于水分入渗，径流直接通过地表直接流出，因此流失量较低。陈志友等研究表明，植被覆盖能有效减少土壤侵蚀、总氮、总磷的流失，坡耕地N、P流失量大，说明人类活动对土壤N、P的干扰很大 [ 20 ] 。总体来说，第一次冲刷河岸带土壤氮流失量最大，然后渐小，流失量随冲刷次数逐渐降低。对比图3、图4和图5，发现土壤氮流失过程中硝态氮流失量大于铵态氮，主要是因为土壤胶体具有电负性，能吸附固定土壤中的铵态氮，而硝态氮不易被土壤胶体吸附，因此铵态氮不易流失，而硝态氮容易流失 [ 21 ] [ 22 ] [ 23 ] [ 24 ] 。研究表明：河岸带有降低地表径流和地下径流中的养分污染物进入河道等水体，提高水质的作用 [ 25 ] [ 26 ] 。本研究中河岸带冲刷径流中TN、NH 3 -N、NO 3 -N含量均高于原冲刷用水，对氮素的去除率为负值，主要与原冲刷用水中TN、NH 3 -N、NO 3 -N含量较低有关。李怀恩 [ 27 ] 、Abuzreig [ 28 ] 研究表明，地表径流流经土壤时，土壤中的氮磷可通过溶出与解吸对出水浓度产生影响，在进水浓度较低的情况下，出现溶出现象，致使对水体污染物的去除率为负值的情况。 4.3. 土壤氮流失的影响因子分析 本研究以冲刷水体氮素含量、土壤理化背景值以及各类型河岸带植被覆盖度和坡度作为影响因子，利用Pearson相关性分析，分析各影响因子与土壤氮释放相关性，结果表明：河岸带土壤径流中铵态氮流失量与土壤背景铵态氮含量存在显著相关性，与坡度也存在显著相关性，与其他影响因子无显著相关性，原因可能是本次研究8个样点河岸带因子较多，影响力分散，且河岸带为喀斯特地区河岸带，环境异质性严重。
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user: 5. 结论 1) 不同类型河岸带土壤地表径流产生量大小不同，本研究中草地 + 壤土 + 山地、V型河谷 + 重度干扰类型河岸带地表径流产生量最大，单次冲刷最大地表径流量为757 mL；农业用地 + 水稻田撂荒地 + 丘陵、U型沟谷 + 壤土 + 重度人类干扰类型与农业用地 + 坡耕地裸地 + 丘陵、U型沟谷 + 壤土 + 重度人类干扰类型产生量最低，6次冲刷均未产生地表径流。水分入渗量则相反，这三种类型单次冲刷入渗量分别为43 mL、800 mL、800 mL。影响地表径流产生量和土壤水分入渗量的因子较多，本研究中受人类活动影响最为严重，另外与植被覆盖和土壤质地也明显相关。 2) 土壤总氮、铵态氮、硝态氮释放均随冲刷次数增多逐渐减少。河岸带土壤经径流冲刷后，土壤氮素随径流溶出，溶出氮素中硝态氮大于铵态氮。总氮、铵态氮、硝态氮流失量最大为建设用地 + 裸地 + 壤土 + 山地、V型河谷 + 重度干扰类型河岸带，流失量分别为4.60 mg/L、1.74 mg/L、2.11 mg/L流失量最小为草地+壤土+山地、V型河谷+重度干扰类型河岸带，流失量分别为1.56 mg/L、0.45 mg/L、0.47 mg/L。本研究河岸带土壤对氮素没有吸附，径流出水中氮素含量大于原冲刷用水，主要因为原冲刷用水中氮素含量不高，致使土壤中氮素溶出。 3) 河岸带土壤径流中铵态氮流失量与土壤背景铵态氮含量存在显著相关性，与坡度也存在显著相关性，与其他影响因子无显著相关。存在原因可能是本次研究8个样点河岸带不同因子较多。 4) 本研究利用径流槽模拟地表径流冲刷河岸带，既得到了地表径流量、径流中氮流失量，也认识了不同河岸带入渗特征。
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user: 摘 要 随着时代科技的不断变化，对于当代大学生亲社会行为特征及其与人格特质相关性研究匮乏，本研究探究我国当代大学生亲社会行为的整体水平，分析其在各个维度上的差异，了解大学生的整体实际情况，并且对大学生人格特质进行调查，对亲社会行为与人格特质之间的相关程度进行研究。本研究以长沙市的大学生为研究对象，采用亲社会倾向问卷和大五人格简式量表进行调查，并利用SPSS19.0对数据进行分析，最后进行讨论。研究结果：(1) 大学生的亲社会行为倾向处于中等偏上水平；(2) 大学生亲社会行为与人格特质存在显著相关；(3) 从性别角度而言，男生的亲社会行为水平优于女生。(4) 在是否为独生子女方面不存在显著差异，独生子女的亲社会行为非高于独生子女；(5) 从户口类型角度而言，城市户口的学生亲社会行为水平优于农村户口的学生。(6) 从专业方面看，理科专业亲社会行为水平高于文科专业。 关键词 :大学生，亲社会行为，人格特质 Copyright © 2017 by author 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 随着时代的不断进步，大学生群体逐渐被90后所取代，在这个科技发达、社会物质福利待遇丰厚的时代里，大学生始终是众多心理学家青睐的特殊群体，对于当今大学生的亲社会行为状况的调查和研究，能够为今后了解大学生准备一定的数据资料，也是一项对于了解大学生群体的重要调查研究，我们还能够通过探讨亲社会行为在各方面的差异以及与人格特质的相关关系，为今后大学生相关的教育工作提供参考(白利刚，1997)。 国外关于亲社会行为的研究始于20世纪60年代末，70年代初(高树昱，李庆功，2005)。有学者在研究中表明：从1996年到2006年，十多年来，我国的亲社会行为的研究中只有5篇论文(占研究论文总数的5.3%)涉及青少年亲社会倾向的调查、亲社会行为的培养，对学校以外的成人的亲社会行为研究几乎没有。在国内对于中国大学生的亲社会行为的研究也只是局限于亲社会行为的整体状况调查，基本上也是采用国外学者的相关研究方法理论，研究的内容多是虚拟亲社会行为、亲社会行为的类型、各种不同维度上的亲社会行为差异、不同情景下的亲社会行为、浅层次的亲社会行为发生机制研究以及与人格对于亲社会行为影响关系等等这些方面(王碧英，高日光，2004)。以及国内的亲社会行为研究的知识更新和最新情况的调查都不够及时，这就导致一些研究与当下有所不符，尤其是在这个飞快发展的科技时代，更加需要特别对待的就是本来研究就匮乏的大学生群体。 90后大学生人格特质的形成，受到经济发展水平迅速提高、信息时代迅速降临等社会环境巨变的影响，表现出一种社会适应性，所以对于当今大学生的人格特质的研究存在很大的必要性(杨薛雯，2010)。在这里我们只对针对大学生群体的研究进行论述，从已有查阅到的文献资料中，丛文君的研究表明：大学生亲社会行为总体来说与人格特质显著相关，除神经质以外，其他四种人格类型都与亲社会行为倾向显著正相关(丛文君，2014)。这个结论在刘俊对高职生的研究中也得到了相似的结论，但研究群体不同，这就表明对于大学生亲社会行为和人格特质的相关性研究要进行更多的研究加以论证，虽然发现整体相关，但是在具体维度上的差异还有待更多的研究结果进行对比。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 本研究以90后学生为研究对象。在湖南师范大学和湖南第一师范学院两所本科院校里，按照随机抽样法选取220名大学生学生作为被试，发放问卷进行调查，剔除无效问卷之后，共有有效问卷207份，问卷回收有效率为94.1%。 2.2. 研究测量工具 (1) 亲社会行为的测量工具 本文采用亲社会行为倾向测量问卷(PTM)，由Carlo等人编制，采用五级评分，从完全不符合到完全符合，共23个题目，有6个维度：匿名性、利他性、公开性、依从性、情绪性、紧急性。从文君对该问卷进行了翻译，并且进行了修订，修订后的量表的是一个信效度较好的量表。 (2) 人格特质的测量工具 大五人格简式量表(NEO Five-Factor Inventory， NEO-FFI)，NEO-FFI量表是NEO-PI的简化版，有60个项目，包括5个维度：外向性、宜人性、责任心、神经质、开放性。采用5级评分，从“强烈反对”到“非常赞成”。 2.3. 数据处理 本研究的问卷采用SPSS19.0统计软件进行数据分析。
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user: 4. 讨论 4.1. 大学生亲社会行为倾向与人格特质总体情况分析 本次调查研究在湖南省长沙市的大学里选取了220名中学生，进行亲社会行为和人格特质的调查，除去无效问卷，共207名中学生参与了此次的调查。通过数据分析显示，整体的亲社会行为水平处于较高的程度，共有187人得分大于或等于60分，占样本总数的91.3%，大部分学生都具有较高的亲社会行为倾向。这些情况出现的可能原因有：(1) 当代大学生基本都是90后，甚至现在有多半已经接近95后，由于年龄偏小，容易产生对他人的帮助心理，进而产生亲社会行为；(2) 国家大力倡导，不断进行各种模范榜样的事迹宣传和评奖，导致90后大学生更容易作出亲社会行为；(3) 家庭教育的关系，现在国家公民的普遍受教育文化水平明显提高，家长的受教育程度和个人素质修养也得到了很大的提升；(4) 当代的大学生都是家里的骄傲，在家里所享受的社会物质条件都比较优越更容易产生同情心，进而表现出较高的亲社会行为倾向；(5) 学校氛围的熏陶，大学周围都是接受多年教育的学生。 4.2. 大学生亲社会行为倾向在各维度差异分析 通过上面的数据分析可以得知，在性别维度上，男女大学生在利他性、公开性以及亲社会行为倾向上存在显著性差异。男生相对于女生而言，更倾向于外向，倾向于向外人表现自己，所以在公开性上会比女生要强，因为这样能够满足男生的虚荣心，表现自己博得赞扬，取得外界的认同，这也是男生在利他性上得分较高的原因，女生则因为性格一般沉稳内向，对外界存在一定的戒备心理，所以在亲社会行为总体表现上不如男生。 从户口类型上来看，城市和农村两种不同户口类型的大学生在亲社会行为方面不存在显著的差异。但是从均值得分上看，城市户口的大学生在情绪性、公开性以及整体亲社会行为得分上均高于农村户口的大学生，农村户口的大学生在依从性、利他性、匿名性以及紧急性上的得分高于城市户口。这是因为同样是大学生，户口的问题对于学生们处世行为的影响已经减弱，两者之间的差异逐渐减少，但是不可否认的是，城市户口的大学生物质条件相对于农村户口而言，还是具有一定的优势，所以城市户口的大学生更容易有亲社会行为倾向。 从专业的角度看，文科专业和理科专业的大学生并没有显著的差异，在总体的得分上，理科专业的得分均高于文科专业。理科专业大都是男生，而文科专业多是女生，我们之前从性别角度也分析了，男生的请社会行为倾向程度更高一些；另一方面，由于专业的原因，导致思考问题比较刻板，不容易考虑周全，进而更容易做出一些亲社会行为，而文科专业由于专业的原因，思维比较敏感，行事相对谨慎，所以没有理科专业的学生亲社会行为倾向水平高。 从是否为独生子女的角度来说，总体上来看，独生子女和非独生生子女在亲社会行为倾向上并不存在显著的差异。独生子女在情绪性、利他性、公开性、亲社会行为总分上均高于非独生子女，而非独生子女在依从性、匿名性和紧急性三个维度上得分高于独生子女。独生子女由于是家庭中唯一存在的小辈，会受到整个家庭的关爱和照顾，很少能够独立在社会大环境中行事；而非独生子女由于在家庭中会有其他的兄弟姐妹，父母对子女的教育会有所不同，从小养成的性格和独生子女也会有所差异，从而导致非独生子女的亲社会行为水平没有独生子女高。 4.3. 大学生亲社会行为倾向和人格特质的相关分析 我们由得出的数据可以看出，在大五人格特质中，外倾型人格特质和亲社会行为倾向存在显著的正相关关系，责任心和亲社会行为倾向中的情绪性存在显著正相关关系，还与亲社会行为倾向总体水平存在显著的正相关关系，大五人格总体与亲社会行为倾向总体存在显著的正相关关系。说明在五种人格特质类型中，外倾型可以对亲社会行为倾向以及紧急性做出很好的预测，外倾型人格特质越加突出，就越有可能作出紧急性亲社会行为；责任心人格特质则可以很好地预测情绪性、紧急性亲社会行为该人格特质越明显就越容易作出亲社会行为，宜人性人格特质也能够极强的预测亲社会行为。最重要的是，大五人格中未提及的其他维度之间的相关程度都不显著，但大五人格整体与亲社会行为倾向有很大的相关程度，这表明亲社会行为倾向与人格特质有显著的相关，人格特质可以很好地预测亲社会行为。
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user: 5. 结论 (1) 大学生的亲社会行为倾向处于中等偏上水平。 (2) 大学生亲社会行为与人格特质存在显著相关。 (3) 从性别角度而言，男生的亲社会行为水平优于女生。 (4) 在是否为独生子女方面不存在显著差异，独生子女的亲社会行为非高于独生子女。 (5) 从户口类型角度而言，城市户口的学生亲社会行为水平优于农村户口的学生。 (6) 从专业方面看，理科专业亲社会行为水平高于文科专业。
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user: 摘 要 本文研究城镇居民收入基尼系数与城镇居民资本收入占可支配收入的比例之间的数值关系。对城镇居民可支配收入分布状态提出理想化假设，从理论上导出城镇居民可支配收入的最可几分布；由城镇居民可支配收入的最可几分布导出其对应的中位数和基尼系数。研究结果表明：当城镇居民资本收入占可支配收入的比例大于0.12时，其基尼系数几乎随收入比例线性增加，收入比例每增加0.01，基尼系数约增加0.007。由最可几分布得到的中位数和基尼系数与抽样调查结果基本吻合，因为两者之差小于1%。 关键词 :可支配收入，最可几分布，基尼系数，中位数，收入比例 Copyright © 2017 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 近年来，我国居民收入的两极分化现象引起人们高度关注，反映两极分化程度的基尼系数较大，也引来很多争议。一些研究机构根据宏观经济数据推算得到的基尼系数，与国家统计局通过城镇居民收入抽样调查得到的基尼系数不一致。有经济学者认为 [ 1 ] ，一些高收入人员有很多灰色收入，这是人们调查不到的，通过居民收入抽样调查得到的数据真实性存疑；另外，现有的理论分布函数 [ 2 ] [ 3 ] ，无论如何选择其中的参数，所得的结果与实际分布都有较大的差距，无法反映居民收入实际分布的“胖尾现象”(即在高收入区间，实际分布的数值比理论分布的数值大得较多)。经济学界普遍认为 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] ，我国城镇居民收入基尼系数较大的主要原因是资本收入占可支配收入的比例过大。基尼系数G与资本收入占可支配收入的比例K的具体数值关系，有待进一步研究。 本文用统计物理学方法 [ 7 ] ，分别对城镇居民的劳动收入(工资性收入加转移性收入)和资本收入(经营性净收入加财产性收入)的分布状态提出理想化假设，分别导出其各自的最可几分布和可支配收入(劳动收入加资本收入)的最可几分布，并由可支配收入的最可几分布导出基尼系数G与资本收入占可支配收入比率K的数值关系。最后将最可几分布导出的结果与抽样调查的结果作比较，说明我们所得结论的正确性。
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user: 2. 城镇居民可支配收入的最可几分布 本文假设居民收入有两种不同的来源，一种是劳动收入，另一种是资本收入。这两种收入不但在数量上差异巨大，而且其背后的动力学机制不同。一个人劳动收入的多少，主要由其所从事的行业、个人的地位与能力、以及其劳动的时间及强度等诸多因素决定。就整体而言，假设存在一个劳动收入的三维连续相空间。一个人资本收入的多少，主要由其资本投资额决定。一般来说，投资额越大，投资收入就越多。就整体而言，假设存在一个资本收入的一维连续相空间。因此，投资收入的最可几分布与劳动收入的最可几分布不同。 假设主要靠劳动获得收入的居民人数为N，全体劳动居民总收入为E，个人劳动收入为 的相格数(档次)为 ，人数为 ，劳动收入分布系统的微观态数为： (1-1) 其控制条件为： 和 (1-2) 现采用求条件极值的拉格朗日乘子法求 取极大值时的分布，即最可几分布。对 引入参量 、对 引入参量 ，则有： (1-3) 利用斯特林公式： ，对式(1-1)取自然对数得： (1-4) 对式(1-2)、式(1-4)求关于 一级变分得： 和 (1-5) (1-6) 将式(1-5)、式(1-6)代入式(1-3)得： (1-7) 由于 是自变量，要(1-7)式恒成立，须 ，由此可得劳动收入分布系统的最可几分布： (1-8) 在三维情况下，收入处于区间 的相格数为 ，相应的人数 为： (1-9) 式中 是相格的大小，令 ，由归一化条件 (1-10) 可得 ，劳动收入的最可几概率密度函数： (1-11) 劳动收入的平均值为： (1-12) 同理，假设主要靠资本获得收入的居民人数为M，资本总收入为F，个人资本收入为 的相格数为 ，人数为 ，资本收入分布系统的微观态数为： (1-13) 其控制条件为： 和 (1-14) 对 引入参量 、对 引入参量 ，可得资本收入分布系统的最可几分布： (1-15) 收入处于区间 的相格数为： ，相应的人数为： (1-16) 式中 是相格的大小。由于靠资本获得收入的居民有最小的收入起点，设该起点为 ，假设其大于或者等于劳动收入的平均值，即： 。由归一化条件： (1-17) 可得 ，资本收入的最可几概率密度函数： (1-18) 资本收入的平均值为： (1-19) 假设城镇居民的总人数为 ，其中可支配收入处于区间 的人数为 ，城镇居民可支配收入的最可几概率密度函数： ， 即： (1-20) 式中的 、 分别为主要靠劳动收入的人数、主要靠投资收入的人数占总人数的比例。式(1-20)同样满足归一化条件： (1-21) 由式(1-20)可得城镇居民可支配收入的平均值为： (1-22) 如果资本收入占可支配收入的比例为K，由式(1-12)和式(1-19)得： ， ，得到最可几分布的参数为： (1-23) (1-24)
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user: 3. 城镇居民可支配收入中位数与基尼系数 可支配收入中位数是将人数按收入由低到高排列，达到一半时，居民可支配收入的数值。中位数一般比平均值小一些。由于灰色收入一般只存在于高收入人群中，因此对于抽样调查的结果，中位数比平均值更能反映收入分布的实际情况。设可支配收入中位数为 ，则有： (2-1) 将式(1-20)代入式(2-1)积分并整理得： (2-2) 基尼系数是反映收入分布偏离平均分布的参数，具体定义为 [ 8 ] ： (2-3) 式(2-3)中 为个人财富在 这部分人数与总人数之比，这部分人所拥有的财富 占总财富 的比率为 ，即： ， ， (2-4) 当 时， (2-5) 当 时，令 ，则有： (2-6) 将式(2-5)、式(2-6)代入式(2-4)积分得： (2-7) 式(2-7)中的 (2-8) 总之，如果可支配收入的平均值 、资本收入占可支配收入的比例K已知，主要靠劳动收入的人数占总人数的比例 、主要靠资本获得收入的居民收入起点 、主要靠资本收入的人数占总人数的比例 也已知，则由式(1-23)、式(1-24)可以算出最可几分布的参数 和 ，由式(2-2)算出中位数 ，由式(2-8)算出 ，代入式(2-7)算出S，再代入式(2-3)便可以算出基尼系数G了。
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user: 4. 数值计算结果 为了显示基尼系数G随资本收入比例K变化的数值关系，本文取城镇居民年人均可支配收入 (万元)进行数值计算。当 时(等同于计划经济时期，居民既无经营性收入也无财产性收入)， ， ，代入式(1-12)计算得： ， ，代入式(2-7)计算得： ，代入式(2-3)计算得基尼系数： ；当 时，且在满足 、 的条件下适当选择参数，代入上述有关公式计算得到的基尼系数为： ；当取 、 、 时，代入上述有关公式计算得到的基尼系数如表1和图1。从表1和图1可以看出，当城镇居民资本收入占可支配收入的比例 时，基尼系数G几乎随K线性增加，K每增加0.01，基尼系数约增加0.007。
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user: 5. 实证研究 根据国家统计局网站公布的数据，2011年我国城镇居民人均可支配收入21，810元，其中人均工资性收入15，412元，人均转移性收入3539元，人均经营净收入2210元，人均财产性收入649元，人均可支 Table 1 Gini coefficient with income proportio K 0.11 0.12 0.13 0.14 0.15 0.15 0.17 0.18 G 0.3125 0.3181 0.3242 0.3306 0.3372 0.3439 0.3507 0.3577 K 0.19 0.20 0.21 0.22 0.23 0.24 0.25 0.26 G 0.3647 0.3717 0.3789 0.3860 0.3932 0.4004 0.4076 0.4149 K 0.27 0.28 0.29 0.30 0.31 0.32 0.33 0.34 G 0.4222 0.4295 0.4368 0.4441 0.4515 0.4588 0.4662 0.4736 K 0.35 0.36 0.37 0.38 0.39 0.40 0.41 0.42 G 0.4809 0.4883 0.4957 0.5031 0.5105 0.5179 0.5253 0.5327 K 0.43 0.44 0.45 0.46 0.47 0.48 0.49 0.50 G 0.5401 0.5475 0.5549 0.5624 0.5698 0.5772 0.5847 0.5921 表1. 基尼系数随资本收入比例变化的数值关系表 图1. 基尼系数随资本收入比例变化的数值关系图 配收入中位数为19，118元。按照本文的计算方法，取 ， ，由上述数据得到 ， ， ， ， ， ， 。代入上述有关公式计算得： ， ， ， ， ， ，人均可支配收入中位数 ，与实际的19118元相差103元，相对差异约为0.54%；城镇居民收入的基尼系数 ，与王小鲁 1 根据国家统计局的2011年城镇居民分组数据计算得到的基尼系数 的相对差异约为0.25%。图2是最可几概率密度函数与抽样调查得到的概率密度函数对照图象，其中的实线是将上述参数代入式(1-20)计算得到的图象，星号代表抽样调查得到的分组数据经处理后得到的概率密度函数值图示。从图中可以看出，尽管实际的抽样分布在一些小范围内与最可几分布略有差异，但其整体的变化关系与最可几分布基本相同。因此，用最可几分布计算得到的中位数、基尼系数与抽样分布的计算结果基本相同。 图2. 最可几分布函数与抽样分布函数对照图，星号为调查结果，曲线为理论结果 然而，国家统计局通过抽样调查得到的上述数据，不可能包含一部分高收入人群的灰色收入。而灰色收入是客观存在的，而且数量不少。因此，上述各种数据并未反映实际情况。根据王小鲁 [ 1 ] 的调查和判断，2011年我国居民的灰色收入总量约为6.2万亿元，如果其中95%发生在城镇，则2011年我国城镇居民的灰色收入总量约为5.89万亿元。到2011年底，我国城镇居民的总数约为69，079万人，2011年我国城镇居民平均灰色收入约为8526元。由于灰色收入主要为高收入人群所有，而且基本属于非劳动收入，因此，上述各项数据调整为： ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ， ，城镇居民收入的基尼系数 ，与王小鲁在《城镇居民收入分配状况调查报告》中提供的按家庭分布的基尼系数 的相对差异约为0.73%，与按人口分布的基尼系数 的相对差异约为0.28%。 由以上的分析与计算可知，只要知道居民收入(包含灰色收入)的总量以及资本收入占可支配收入的比例，便可以用最可几分布估算出基尼系数。估算结果与实际结果的差异不大。减小基尼系数、消除两极分化的出路主要有两条：一是完善各种分配制度，反对腐败，尽量减少灰色收入；另一是减小资本收入占可支配收入的比率，提高基层劳动者的工资收入。只要腐败现象得到有效遏制、资本收入占可支配收入的比例在合理区间内，基尼系数就在合理区间内，将不会产生明显的两极分化现象。
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user: 摘 要 本文收集了我国30个省、市、自治区(西藏、台湾除外) 2005~2012年的政府卫生支出数据，从中不难看出虽然我国历年政府卫生投入不断增加，但是整体规模依旧偏小。同时对数据进一步分析发现，我国政府医疗卫生支出结构存在不合理现象，虽然近些年中部、西部地区政府卫生支出增长明显，但规模总量还是远远低于东部地区。 关键词 :政府卫生支出，规模，结构 Copyright © 2017 by author 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 改革开放以来，我国医疗卫生事业取得了快速的发展，而医疗体制也随着国家的发展而不断改革深化。王新军、郑超(2014) [ 1 ] 认为政府医疗卫生支出在其中扮演了重要的角色，它不仅是政府工作的重要内容，也是建立基本医疗卫生制度，提高全民健康水平的基础，更是我国经济腾飞、国民福利的保证。孟德锋、张兵、王翌秋(2009) [ 2 ] 认为历年来，我国政府卫生支出规模不断扩大，但是整体规模依旧偏小。李梦娜(2008) [ 3 ] 也认为政府卫生支出严重偏小。王萱(2013) [ 4 ] 认为，困扰人民群众的“看病难，看病贵”问题，这么多年一直存在，现如今更是医患关系日益紧张，医疗费用飞速上涨。王俊(2007) [ 5 ] 认为政府卫生支出已初具规模，且保持一定增长态势。梁学平(2013) [ 6 ] 分析得出应加大政府卫生支出投资力度，加大医改力度。代英姿(2004) [ 7 ] 认为我国应采用混合型医疗保障体质。因此，在不断加大卫生投入的同时，我们同时也应该密切关注政府卫生支出的结构问题，只有在政府卫生支出结构合理的情况下，我国的医疗卫生事业才能健康发展。
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user: 2. 我国政府医疗卫生支出规模 政府卫生支出总量，是中央及各级政府用于卫生事业的财政拨款总额，是一个国家或者地区医疗卫生事业规模及水平的体现。因此，在这里选取我国政府卫生支出总量及政府卫生支出在国内生产总值和财政支出中的占比情况，来分析在国民经济保持快速增长的情况下，我国政府卫生支出处于怎样的规模水平？其中收集整理的相关数据见表1，其中表1数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国卫生统计年鉴》。 Table 1 2005-2012 The medical expenditure of Chinese government (except Tibet Taiwan 年份 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 政府卫生支出(亿元) 1008 1288 1939 2693 3909 4699 6323 7135 政府卫生支出增长率(%) - 27.8 50.5 38.9 45.2 20.2 34.6 12.3 政府财政总支出(亿元) 24968 30231 38063 48867 60574 73333 91975 106283 政府财政总支出增长率(%) - 21% 26% 28% 24% 21% 25% 16% 国内生产总值(亿元) 197537 230193 275282 326823 364862 436534 520835 575851 国内生产总值增长率(%) - 16.5% 19.5% 18.7% 11.6% 19.6% 19.3% 10.6% 政府卫生支出占财政总支出比(%) 4.0 4.3 5.1 5.5 6.4 6.5 6.8 6.9 政府卫生支出占国内生产总值比(%) 0.51% 0.56% 0.70% 0.82% 1.07% 1.07% 1.21% 1.23% 表1. 2005至2012年我国政府卫生支出表(除西藏、台湾外) 从表1看出，我国政府卫生支出规模总量逐年增加。首先从绝对水平看，中国政府卫生支出总量呈现逐年递增态势。具体来说，我国政府卫生支出2005~2012的8年间，政府卫生支出从1008亿元增长到了7135亿元，增长了7.08倍，年均增长率为28.7%。从表1中可看出，一方面政府卫生支出曲线显示我国政府卫生支出规模水平呈逐年上升趋势，特别是06年后上升幅度很大。另一方面也显示，我国政府卫生支出增长率变化较大，表明我国政府卫生支出增长水平不平均，呈现过山车一样的走势。 分析我国政府卫生支出相对水平，通过政府卫生支出占财政总支出的比例和国内生产总值的比例，我们可以发现：① 我国政府卫生支出占财政总支出比例随着政府对医疗卫生事业投入的加大而慢慢增加，其中2006年和2009年增幅较大。② 我国政府卫生支出占国内生产总值支出比例同样也是逐年上升，2007年突破0.7%的占比，09年突破1%的占比，而肖海翔、刘乐帆、邵彩霞(2011)运用中国1978年至2009年政府卫生支出与国内生产总值等数据，对政府卫生支出的性质，最优规模及实证进行了分析，其研究表明，政府卫生支出最优规模应占国内生产总值的11.9%，由此可见，政府对医疗卫生支出的投入仍远远不够。 通过分析2005年到2012年间我国经济整体增长状况，从表1中不难看出，这8年间，我国国内生产总值年均增长率和政府财政支出年均增长率一直保持两位数增长，然而我国政府卫生支出占财政总支出占比及占国内生产总值占比却没有出现上述特征，增长率远远滞后于上述两大指标，甚至在2009~2010年和2011~2012年间上述两个数据基本没有增长。 横向比较来看，以2007年为例，我国政府卫生支出占国内生产总值占比及占财政总支出产比分别为0.7%和5.1%，低于许多发展中国家，例如，当年巴西这两项指标分别为3.49%和5.4%，泰国分别为2.7%和13.1%。而与发达国家相比，我国的这两项数据更是远远落后，例如美国和法国，当年这两项指标分别为7.27%、19.5%和8.69%、16.6%。这也充分表明，我国在一段时间内不重视医疗卫生事业，经济快速增长进步的同时，医疗卫生事业并没有取得相应的进步。 综上所述，我国政府卫生支出规模虽然逐年递增，但是与我国目前的经济发展水平却不相适宜，我国政府卫生支出投入仍然不足，这将直接影响我国医疗卫生事业发展，更将影响我国国民的身体健康。
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user: 3. 政府卫生支出结构分析 政府卫生支出规模是实现有效医疗服务的基础，而合理的政府卫生支出结构，则是实现医疗卫生资源优化配置的关键，更是实现公平、健康、低价医疗的关键。下面从区域层面进一步考察我国政府卫生支出的现状，按照我国经济区域的划分的标准，将全国划分为东部、中部、西部，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、四川、贵州、云南、西藏(本文未统计)、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。 2005~2012年间(表2)，东、中、西部地区政府卫生支出规模不断扩大，东部地区政府卫生支出从525.34亿元增长到2980.64亿元，增长了5.7倍，年均增长率24.8%。中部地区政府卫生支出从221.17增长到了2040.71亿元，增长了9.2倍，年均增长率33.8%。西部地区政府卫生支出从261.93增长到了8.1倍，年增长率31.2%。从表中看出，随着政府政策的倾斜，中部、西部近些年来政府卫生支出增长迅速，尤其是2009年新医改的实施，西部中部的政府卫生支出突破1000亿元大关，增长率在历年中也是属于较高。虽然中部西部地区政府卫生支出率历年来均高于东部，但是中部、西部地区的政府卫生支出规模还是不及东部，2005年时最低，支出规模分别只有东部的42.1%及49.8%；2011年时最高，支出规模分别有东部的69.1%和71.2%。从中看出，我国政府卫生支出地区差异性明显。 Table 2 2005-2012 the medical expenditure in the east， middle and west part of China (except Tibet Taiwan 年份 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 东部地区政府卫生支出(亿元) 525.34 657.88 918.02 1239.35 1632.58 1985.25 2623.42 2980.64 增长率(%) - 25.2 39.5 35 31.7 21.6 32.1 13.2 中部地区政府卫生支出(亿元) 221.17 303.35 499.52 711.63 1152.45 1323.97 1813.36 2040.71 增长率(%) - 37.2 64.7 42.5 62 14.9 36.9 12.5 西部地区政府卫生支出(亿元) 261.93 326.67 521.04 742.93 1123.58 1389.37 1886.12 2113.35 增长率(%) - 24.7 59.5 42.6 51.2 23.7 35.8 12.1 表2. 2005至2012年我国东、中、西部政府卫生支出表(除西藏、台湾外)
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user: 4. 结束语 从本文的分析中不难看出，目前我国政府卫生支出还存在下列问题： 第一、我国政府卫生支出规模不足。虽然随着我国经济的腾飞，国家对医疗卫生事业重视程度不断增加，这是一个积极的现象，但是通过横向纵向对比，政府卫生支出占国内生产总值的比例及占财政总支出的比例等指标在相当长的时间内仍然保持在一个较低的水平。而从国际比较结果来看，上述指标也处于世界较低水平。 第二、政府卫生支出地区差异性明显。虽然近些年中部、西部地区政府卫生支出增长明显，但规模总量还是远远低于东部地区。
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user: 摘 要 为探索养殖环境条件下细鳞鲑(Brachymystax lenok) 的生长特性，2016年3月28日至5月22日对养殖在自然水温(10℃~12℃)的1龄幼鱼进行了研究，测量幼体全长与体重，并用计算机软件SPSS和Excel对获得的数据进行处理分析。研究结果显示：在试验条件下，细鳞鲑全长和体重的瞬时生长率、全长和体重的日增长量，全长和体重的相对增长率，都呈升高–降低–升高–降低–升高的变化趋势，最高峰值出现在383日龄。细鳞鲑体重与日龄的关系为W = 0.4392e 0.0121t (R 2 = 0.9757)；全长与日龄的方程式为L = 4.4785e 0.0035t (R 2 = 0.9913)；体重与全长的方程式为W = 0.0027L 3.4106 (R 2 = 0.9776)，其中异速生长系数b > 3，表明细鳞鲑1龄幼鱼为异速生长类型，体重的生长快于全长生长。 关键词 :细鳞鲑F2，池塘养殖，生长特性，肥满度 Copyright © 2017 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 细鳞鲑，Brachymystax lenok (Pallas， 1773)，因鱼鳞细小而得名。分类地位属于鲑形目，鲑科，细鳞鱼属。细鳞鲑被列为中国Ⅱ级保护野生动物，俗称：山细鳞鱼、江细鳞鱼(东北)、闾鱼、金板鱼、闾花鱼、花鱼(陕西)、小红鱼(新疆)、梅花鱼(甘肃)。英文名：Lenok。为黑龙江流域的一种重要经济鱼类。肉质肥美，含脂量高达(3.8%~7.7%)，个体较大，一般重1公斤，最大个体可达8公斤，另外，卵也非常名贵，因此，具有很高的经济开发价值。 有关细鳞鲑的研究较多，主要集中在细鳞鲑物种保护，细鳞鲑与其他物种杂交，细鳞鲑人工繁育及苗种培育，细鳞鲑生长发育规律，细鳞鲑遗传特性等方面的研究。在人工养殖条件下，细鳞鲑生长特性的研究还未见报道。本文通过对细鳞鲑幼鱼生长特性的研究，旨在阐述养殖环境条件下其生长规律，为养殖生产提供科学依据与技术支撑。
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user: 2. 材料方法 2.1. 材料 试验期间，细鳞鲑幼鱼采用的饲料为宁波天邦饲料股份有限公司的虹鳟鱼成鱼配合饲料，营养成分见表1。试验用细鳞鲑F 2 来源于河北省昌源虹鳟鱼良种场，自2015年3月15日左右受精卵开始孵化(日平均孵化温度10℃，孵化期约20天)至2016年3月28日试验时约一周龄。用精确度为0.1 g的电子秤测量鱼体重，用精确度0.1 mm的游标卡尺测量鱼体全长。 2.2. 试验地点 试验地点设在保定市涞源县昌源虹鳟鱼水产良种场，水源为地下水，流水养殖，溶解氧7.0 mg/L以 Table 1 Ingredients of feed in the experiment 成分 粗蛋白质 粗脂肪 粗纤维 粗灰分 水分 赖氨酸 总磷 含量 ≧41.0 ≧14.0 ≦5.0 ≦14.0 ≦12.0 ≧2.4 ≧0.9 表1. 试验用饲料营养含量 % 上，pH7.0~7.8，水温为保持在10℃~12℃。 2.3. 养殖管理 细鳞鲑养殖池为水泥池，规格8米×30米×1.2米，水深0.6米，池内约有1万尾一龄鱼种。试验自2016年3月28日开始，至2016年5月22日结束，开始时测量鱼的初始体重与初始全长，以后每隔7天测量一次鱼的体重和全长。每次测量随机抽取50尾进行测量。每天投喂两次，早8:00与下午5:00，每次投喂量为鱼体重1%~2%。每隔15天清污一次。 2.4. 数据的处理 测定的数据采用计算机软件Excell与SPSS进行统计分析。参数及计算公式如下： 体重与全长的关系：W = aL b [ 1 ] (W——鱼体重，L——鱼体长，a——肥满度系数，b——异速生长系数)； 体重与全长的瞬时生长率：ICR = (lnY 2 − lnY 1 )/(t 2 − t1) [ 2 ] (ICR−瞬时生长率，Y 1 − t 1 时全长或体重，Y 2 − t 2 时全长或体重)； 生长指标：GT = lnL 2 − lnL 1 [ 3 ] (GT——生长指标，L 1 、L 2 分别为时间t 1 、t 2 的全长)； 生长常数：GC = (lnL 2 − lnL 1 ) × (t 1 − t 2 )/2 [ 4 ] (GC——生长常数，L 1 、L 2 分别为时间t 1 、t 2 的全长)； 生长量：IA = W 2 − W 1 (IA——生长量，W 1 、W 2 为时间t 1 、t 2 的体重)； 相对增长率：RIR = (W 2 − W 1 ) /W 1 × 100% [ 5 ] (RIR——相对增长率，W 1 、W 2 为时间t 1 、t 2 的体重)； 肥满度 [ 6 ] ：K = 100 × W/L 3 (K——条件系数，W——鱼体重，L——鱼体长)
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user: 3. 结果 3.1. 生长数据 细鳞鲑的生长情况如表2所示，平均体重31.05 g、平均全长15.32 cm的细鳞鲑经过56 d的饲养，平均体重达到59.63 g、平均全长达到18.73 cm；由表内数据分析还可看出，试验期内全长瞬时生长率、全长日增长量、全长相对增长率都是随着试验进行先升高，后降低，再升高，再降低，再升高，呈波浪形；均在383日龄达到最大值，分别为0.05、0.091 cm、3.835%；体重瞬时生长率、体重日增长量、体重相对增长率先升高，后降低，再升高，再降低，再升高，呈波浪形，383日龄达到最大值，分别为0.024、1.019 g、18.495%。肥满度先降低，再升高，369日龄最小，404日龄最大。 3.2. 生长式型 对细鳞鲑全长(L)、体重(W)与时间(t)的关系采用Excell软件进行处理分析，如图1所示，细鳞鲑体重、全长与时间呈指数关系。体重(W)与日龄(t)的关系式为W = 0.4392e 0.0121t (R 2 = 0．9757)。经SPSS方差分析，F = 280.960 (P = 0.000)，说明体重与时间之间有显著的相关性；经回归分析，回归系数检验中的t = 16.762 (P = 0.000)，表明回归系数有显著意义。细鳞鲑全长(L)与日龄(t)之间的方程式为L = 4.4785e 0.0035t (R 2 = 0.9913)。经方差分析，F = 796.843 (P = 0.000)，表明全长与时间之间有显著相关性；经回归分析，回归系数t = 28.228 (P = 0.000)，表明回归系数有显著意义。细鳞鲑属于典型的冷水性鱼类， 图1. 细鳞鲑全长和体重与日龄的关系 Table 2 Growth date of Brachymystax leno 项目 日龄/d 348 355 362 369 376 383 390 397 404 平均全长/cm 15.32 15.64 16.14 16.64 16.69 17.33 17.83 18.11 18.73 平均体重/g 31.05 32.42 34.35 36.63 38.55 45.68 49.94 53.41 59.63 全长瞬时生长率 - 0.003 0.004 0.004 0.000 0.005 0.004 0.002 0.005 体重瞬时生长率 - 0.006 0.008 0.009 0.007 0.024 0.013 0.010 0.016 全长日增长量/cm - 0.046 0.071 0.071 0.007 0.091 0.071 0.040 0.089 全长相对增长率/% - 2.089 3.197 3.098 0.300 3.835 2.885 1.570 3.424 体重日增长量/g - 0.196 0.276 0.326 0.274 1.019 0.609 0.496 0.889 体重相对增长率/% - 4.412 5.953 6.638 5.242 18.495 9.326 6.948 11.646 全长生长常数 - 0.072 0.110 0.107 0.011 0.132 0.100 0.055 0.118 全长生长指标 - 0.021 0.031 0.031 0.003 0.038 0.028 0.016 0.034 肥满度 0.864 0.847 0.817 0.795 0.829 0.878 0.881 0.899 0.908 表2. 细鳞鲑的生长数据 生长期较长，自然条件下3~4龄以上才能达到性成熟，幼鱼生长期也较长，不同于凤鲚 [ 7 ] 、太湖银鱼 [ 8 ] 等生长期较短的鱼类，可简单拟合出生长方程。本研究生长数据只有两个月，只反映出细鳞鲑幼鱼1龄阶段的生长情况，因此采用华元渝与胡传林 [ 1 ] 的研究方法，以W = aL b 模型拟合细鳞鲑体重与全长的关系，如图2所示其方程为W = 0.0027L 3.4106 (R 2 = 0.9776)。经SPSS方差分析，F = 400.263 (P = 0.000)，体重与体长之间有显著；经回归分析，回归系数t = 20. 001 (P = 0.000) ，回归系数有显著意义。 3.3. 肥满度 肥满度又叫条件系数，是用来量度鱼体营养状况、丰满程度以及环境条件的重要指标 [ 9 ] 。由图3 图2. 细鳞鲑体重与全长的关系 图3. 细鳞鲑肥满度与日龄的关系 可以看出，细鳞鲑的肥满度在0.795~0.908，呈现先降低、后升高的趋势，总体变化不大。
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user: 4. 讨论 4.1. 生长系数 细鳞鲑体重与全长公式W = 0.0027L 3.4106 ，b > 3，表明在池塘养殖条件下的细鳞鲑幼鱼为异速生长类型，这个结果与薛超等 [ 10 ] 、刘海峡 [ 11 ] 、高祥云 [ 12 ] 等人的研究结果不同。其原因可能与遗传因素、投喂饲料和试验环境不同有关；上述研究的是秦岭细鳞鲑的野外种群的生长特性，而本研究的细鳞鲑F 2 的亲本来源于吉林延吉，二者遗传特性存在一定差异；其次，细鳞鲑的野外种群与养殖群体的生长环境和饲料种类也不同，导致二者生长特性有所不同。 4.2. 肥满度 肥满度是一种表征动物的生理或营养状况的形态生理指数 [ 13 ] ，用于分析不同饲养条件下动物的生长状况或繁殖能力与个体营养状况之间的关系。鱼类在不同的年龄与生长阶段，肥满度会有所变化。细鳞鲑肥满度由图3可以看出，肥满度变化呈“V”字型，变化范围0.795~0.908。李延松等 [ 14 ] 测定出黑龙江段细鳞鲑5月份雌性亲鱼的肥满度为1.3182，雄性肥满度0.9902。郭文学等 [ 15 ] 测定了哲罗鲑(♀) × 细鳞鲑(♂)杂交子代全年肥满度变化范围0.49~0.98。本研究测定结果低于黑龙江段野生鱼，高于哲罗鲑(♀) × 细鳞鲑(♂)杂交子代，究其原因可能与以下因素有关：(一)李延松采集的样品由各年龄段组成，本研究中都是同一批次的1龄鱼，故二者肥满度存在一定的差异；二者生长环境和饵料种类也不同，亦导致二者存在一定差别。(二)哲罗鲑(♀) × 细鳞鲑(♂)杂交子代的遗传特性与纯种细鳞鲑存在本质差异，故二者肥满度也存在较大的差异。 4.3. 生长常数 随着鱼类的生长发育，生长常数也会有所变化，但在同一生长发育阶段生长常数则较接近；因此，生长指标常可用来划分其生长阶段，还可用作比较其生长速率。本研究中，细鳞鲑1龄鱼的全长生长指标与全长生长常数如图4所示：全长生长常数波动较大，从355日龄的0.72上升到362日龄的0.11，接着下降到376日龄的最低点0.011，再上升到383日龄的最高点0.132，接着下降到397日龄到0.055，再上升到404日龄的0.118。出现这种情况可能与因素有关：(一)本实验由于条件限制，时间较短，不能完全反映细鳞鲑的生长特性。(二)与疾病发生有关，369日龄后细鳞鲑出现“烂眼病”，摄食减少，进而影响了细鳞鲑生长发育；376日龄达到死亡高峰，随后通过治疗病情得到极大的缓解。 图4. 细鳞鲑全长生长常数和生长指标与日龄的关系
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user: 5. 结语 细鳞鲑是我国一种典型的冷水鱼类，具有肉质鲜美，经济价值高等特点，极具开发价值。细鳞鲑历史上在我国北方地区多有分布，但是随着原产地环境的破坏与物种保护不利等因素，分布区域逐渐缩小，资源量也日趋减少，其已被列为国家二级保护动物。本文研究了人工养殖条件下，细鳞鲑生长式型、肥满度和生长常数等内容，初步揭示了养殖条件下细鳞鲑的生长特性，为细鳞鲑的养殖提供了科学依据和技术支撑，促进其养殖技术成熟完善；进而对于提高冷水鱼养殖效益，以及通过增殖放流恢复细鳞鲑自然资源，都有积极的作用。
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user: 摘 要 根据前景理论，对于基本面分析者引入时变的风险厌恶系数，假定当风险资产的价格偏离其基本价值越大时，基本面分析者的风险厌恶系数将越小，进而引入一个敏感因子。对于图表分析者我们引入一个含学习强度的非线性价格预期函数。运用差分方程的理论分析了确定性模型的平衡解、稳定性及其分支情况，通过对确定性模型的分析我们得出学习强度具有破坏系统稳定性的作用而敏感因子具有稳定系统的作用。 关键词 :前景理论，学习强度，敏感因子 Copyright © 2017 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 与传统的金融模型相比，现如今的金融模型往往考虑含不同信念的交易者：即异质信念模型。如：Brock and Hommes [ 1 ] [ 2 ] 考虑了两类交易者：基本面交易者和图表分析者。其中基本面交易者认为资产价格长期将返回到其基本价值而图表分析者期望过去的价格趋势能持续下去。基本面分析者往往被认为是理性交易者，具有稳定市场的角色；图表分析者则往往被认为是非理性交易者，具有破坏市场稳定的角色。在文献 [ 3 ] 中Xue-Zhong He指出当风险资产的价格偏离其基本价值越来越大时，市场中的基本面分析者将会变的越来越多，从而使风险资产的价格返回到基本价值，表现出稳定市场的角色；当风险资产的价格越来越接近其基本价值时，市场中的图表分析者将会变的越来越多，从而使风险资产的价格偏离其基本价值，表现出破坏市场稳定的角色。这种异质交易者的相互转化，正是异质模型的一大特点，Bloomfield and Hales [ 4 ] 为此提供了实验证据。基于此，不同的学者建立了不同的转换交易策略。主要分为：同步转换交易策略和不同步转换交易策略。Chiarella and He [ 5 ] 用同步转换交易策略证实了市场中基本面交易者和图表分析者的存在性，市场开始时是由基本面分析者占据主导地位，但随着时间的推移，图标分析者将占据主导地位，这两类交易者是可以相互转化的。Xue-Zhong He and You-Wei Li [ 6 ] 建立了不同步转换交易策略。 众所周知，金融市场中的收益分布往往具有尖峰厚尾、波动聚集等特性。其中，异质信念模型就能很好的解释这种市场行为。Lux [ 7 ] 就用异质交易模型解释了金融市场中的一些重要现象，如波动聚集等。近几年出现了不同形式的异质信念模型，Ahmad Naimzada [ 8 ] 考虑了市场中只有一类交易者：基本面交易者。然而基本面交易者对基本价值有不同的信念，他们认为市场中只有一小部分人才知道真正的基本价值，同时认为基本面交易者不可能同时对基本价值有相同的信念。De Grauwe and Rovira [ 9 ] 在外汇市场中同样考虑了交易者对基本价值有不同的信念。虽然异质信念模型的到了长足发展，有交易者异质，有对基本价值异质等许多模型，但金融市场中的许多金融异象并没有得到很好的解决，例如：过度波动、波动的非对称性等。正如Beum-Jo Park [ 10 ] 和Nelson [ 11 ] 等人指出的，这可能是由固定且同质的风险厌恶这一不合理的解释引起的。心理学文献，如Arkes [ 12 ] 表明每个人对风险的态度可能会受因收益和损失引起的情感所影响。Kahneman and Tversky [ 13 ] 也强调心理因素往往能改变人们对风险的态度，例如前景理论。在文献 [ 14 ] 中Beum-Jo Park通过假定基本面分析者的风险厌恶系数是一固定的常数而图表分析者的风险厌恶系数是时变的，得出心理因素是引起波动的非对称性和过度波动的重要来源之一。Jiri Kukacka [ 15 ] 根据前景理论，假定基本分析者的风险厌恶系数是可变化的。张晓萌 [ 16 ] 同样对基本面分析者考虑为时变的风险厌恶系数。然而，他们并没有探讨当基本面分析者的风险厌恶系数是时变时，是否也能引起波动的非对称性以及文献 [ 16 ] 定义的敏感因子对波动性的影响。 对于图表分析者的价格预期函数往往假定为线性函数如文献 [ 17 ] ，当然也有部分作者考虑为其非线性函数，如王铎 [ 18 ] 、胡建梅 [ 19 ] 和张艳萍 [ 20 ] 等人。尤其是王铎考虑了这么一类非线性价格预期的图表分析者，认为如果昨天风险资产的价格高于基本价值，那么今天风险资产的价格将依然高于基本价值；如果昨天风险资产的价格低于其基本价值，那么今天风险资产的价格将依然低于其基本价值。然而，真实的金融市场复杂多变，市场的价格变化并不一定都遵循此规律。因此，本文考虑对其进行扩展，考虑这么一类图表交易者，如果昨天风险资产的价格高于其基本价值，那么今天的价格也有可能会低于其基本价值，如果昨天风险资产的价格低于其基本价值，那么今天风险资产的价格也可能会高于其基本价值。对于其价格预期函数我们同样采用非线性函数。