DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 摘 要 利用新疆生产建设兵团第二师铁门关国家气象观测站1961~2017年的最高气温初日、最高气温终日及5~9月的逐日最高气温等观测资料和NCEP 1˚ × 1˚再分析资料，针对铁门关市高温天气的气候特征及其环流背景进行了综合统计和分析。结果表明：1) 新疆生产建设兵团铁门关市近57 a的平均高温日数为30 d，主要集中出现在7月中旬至8月上旬，占总高温日数的42.9%。2) 铁门关市的高温日数具有较为明显的年代际变化，2008年为最多高温年份，高温日数为46 d；最少年出现在1993年，仅有10 d。3) 铁门关市的高温分布整体呈逐年上升趋势，近16 a上升趋势较为明显，高温日数增多，且高温天气的持续时间和强度都呈现逐渐增强的趋势。4) 在500 hPa高度场上，铁门关市的持续高温天气过程主要表现为四类环流形势：新疆脊控制型、伊朗副高东伸发展型、伊朗副高与新疆脊共同影响型、伊朗副高与西太副高形成的两高对峙型。其中，伊朗副高与新疆脊共同影响型则极有利于极端高温天气(T max ≥ 40℃)的出现。高温持续时间与副高的强度和位置有着十分密切的联系，当副高强、范围大，则对应的高温天气强度大，且持续时间长、影响范围广。 关键词 :铁门关，伊朗副热带高压，新疆脊，环流形势 Copyright © 2018 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 随着全球气候变暖及城市化背景下的城市热岛效应，极端高温天气的频繁出现给人们的生产、生活带来了不利影响，同时也对水资源、生物种类、海平面变化等方面都产生着一定影响；世界各国的高温天气呈频发趋势，针对这种日趋严重的气象灾害，诸多气象学者都从不同角度对高温天气进行了各种分析，并得出了许多科学结论 [ 1 ] - [ 7 ] 。任国玉 [ 8 ] 等研究发现我国年平均地表气温在近54 a中的增暖幅度约为1.3℃，增温速率接近0.25℃/10 a，其增率相比于全球或半球同期值都呈现了明显偏高的态势。成孝平 [ 9 ] 等研究发现：我国北方高温天气的变化趋势不太明显，在20世纪80年代后期呈现着较为明显的上升趋势，西南地区则主要在80年代后期呈急剧下降的趋势。 南疆位于天山山脉和昆仑山山脉之间，是我国最干旱的地区 [ 10 ] ，诸多气象学者也针对新疆的极端高温天气进行了相关研究。袁晴雪 [ 11 ] 等分析了中国天山山区1959~2000年的气温降水资料，研究发现天山山区年平均气温在近42 a以来具有显著的线性升温趋势。元慧慧 [ 12 ] 等发现1951~2007年之中南疆夏季气温异常的频率达26%；气温异常存在显著为20年周期震荡和弱的10年周期震荡；南疆夏季酷暑年份和凉夏年份表现为相反的环流形势。任广成 [ 13 ] 等研究发现南疆地区夏季高温的形成与北半球大气环流和北太平洋海温异常变化相联系。商莉 [ 14 ] 等通过分析2015年夏季南疆地区高温冰雪洪水特征，发现该年度大范围的高温天气促使南疆地区从高空到地面各高度层的气温均有所升高，而0℃层高度则均比雪线高度偏高，致使南疆多发冰雪消融性洪水。与此同时，很多气象学者也针对发生对南疆区域的高温天气进行了分析和研究，并得出了诸多结论 [ 15 ] [ 16 ] 。 新疆铁门关市是与新疆生产建设兵团第二师实行师市合一的管理体制，其位于天山南麓的巴音郭楞蒙古自治州境内，地处塔里木盆地东部，是古丝绸之路中段的必经之地。作为全国高效农业示范区之一，新疆生产建设兵团第二师是棉花、香梨等特色农业生产基地，也是全国最大的马鹿养殖基地之一；近年来的极端高温天气给该区域的农业生产和人民生活都带来不利影响。因此，通过研究本区域内的高温气候特征及其环流形势分析，对于准确预报高温天气、及时发布高温预警信号就显得十分有意义。
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user: 2. 资料与方法 所用资料为新疆生产建设兵团第二师铁门关国家气象观测站1961~2017年5~9月逐日最高气温资料、极端最高气温和NCEP 1˚ × 1˚再分析资料。利用一元回归分析法统计出铁门关市夏季最高气温随时间的演变趋势。根据《气象灾害预警信号发布与传播办法》中高温预警信号黄色、橙色、红色三个等级的划分标准，本文根据该标准将铁门关市的高温天气分为一般高温日(35℃ ≤ T max < 37℃)、强高温日(37℃ ≤ T max < 40℃)、极端高温日(T max ≥ 40℃)。在本文中，将某年首次出现高温日的当日定义为该年度的高温初日，最后一次出现高温日的当日定义为该年度的高温终日。
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user: 3. 高温天气气候特征 3.1. 高温的年际变化特征 57 a新疆铁门关市共出现高温天数1697 d，平均每年30 d。从(图1)可以得出，铁门关市的高温日数具有较为明显的年代际变化，最多高温年份出现在2008年，达46 d；最少年则出现在1993年，仅有10 d。一般高温日共出现1183 d，占总日数的69.7%，平均20.8 d/a，最多年出现在2002年，出现35 d。强高温日出现481 d，占总日数的28.3%，平均8.3 d/a，最多年出现在2007年、2016年，均为20 d；1993年、2012年则未出现过。极端高温日出现33 d，占总日数的1.9%，平均每年0.6 d，最多年出现在1975年、2015年，均为5 d；其中57 a内有42 a没有出现极端高温日。由此可见，铁门关市的高温天气主要在35℃~40℃之间，占总高温日的98.0%。本文规定高温日数超过35 d的为多高温年，多高温年有1965、1978、1980、1986、1991、1994、1997~1999、2001、2002、2007、2008、2011、2015~2017年，共17 a。从图1可以看出，铁门关市的高温分布整体呈逐年上升趋势，近16 a上升趋势较为明显，高温日数增多，且高温的持续时间和强度都呈逐渐增强的趋势，2015年和2017年的持续极端高温天气表现地尤为明显。 3.2. 高温的月分布特征 从(图2)可以看出，新疆铁门关市每年的5~9月都易出现高温天气，但在6~8月又表现地相对集中，高温日数为1592 d，占总高温日数的93.8%；其中7月高温日数为最多，达到661 d，占高温总日数的39.0%；强高温日数为211 d，占强高温总日数的43.9%；极端高温出现20 d，占极端高温总日数的60.6%；其中，出现在7月中旬至8月上旬的高温日数占总高温日数的42.9%。5月出现的高温日数偏少，只有83 d；而9月则更少，仅有20 d。由此得出，铁门关市的高温天气主要出现在7~8月，而相对集中的时间段则为7月中旬至8月上旬。 3.3. 高温初、终日年际变化特征分析 从(图3)可以看出，铁门关市近57 a高温初日逐年变化总体呈缓慢推迟的趋势(未通过0.05显著性水平检验)，推迟2.5 d/10 a (历年高温初日为5月28日)。通过分析高温初日的年代变化特征可以看出，20世纪60年代的高温初日主要出现在5月下旬至6月上旬初期；70年代多出现在6月上旬至中旬；而从80年代到20世纪末的高温初日又有所提前，多出现在5月上旬；21世纪初又略有推迟，多出现在5月中旬至6月上旬。57 a中高温初日最晚出现在1987年6月28日，比常年推迟了31 d，该年度出现高温日数为27 d；其次出现在1973年的6月25日，相对于常年推迟了28 d，该年度出现高温日数为26 d。 从(图4)可以看出，铁门关市高温终日逐年变化总体呈提前的趋势(未通过0.05显著性水平检验)， 图1. 1961~2017年铁门关市高温日数变化曲线图 图2. 铁门关市高温日数月分布特征 图3. 1961~2017年铁门关市高温初日变化曲线图 图4. 1961~2017年铁门关市高温终日逐年变化 提前2 d/10 a (历年高温终日为8月24日)。通过分析高温终日的年代变化特征可以看出，20世纪60~70年代高温终日主要出现在8月下旬末至9月上旬初，相对于常年略偏晚；90年代至21世纪初期高温终日则有所提前，主要出现在8月中旬至下旬。在57 a中最早的高温终日出现在2016年8月5日，比常年提前了19 d，该年度高温日数为39 d；最晚终日则出现在2003年9月13日，比常年推迟了19 d，该年度高温日数出现了24 d。
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user: 4. 高温天气过程的环流形势分型 灾害性天气是在特定的环流形势下与天气系统相互作用而形成的，因此，通过把握环流形势的主要特征，对于提高灾害性天气预测预报准确率和气象灾害防御等方面都有着深远的意义。本文利用NCEP 1˚ × 1˚再分析资料分析了铁门关市近57 a的高温天气进行了分析，发现高温天气的发生与高空环流形势的持续稳定有着较为密切的联系。在500 hPa高度场上，铁门关市的持续高温天气过程主要表现为四类环流形势：新疆脊控制型、伊朗副高东伸发展型、伊朗副高与新疆脊共同影响型、伊朗副高与西太副高形成的两高对峙型。其中，伊朗副高与新疆脊共同影响型则极有利于极端高温天气(T max ≥ 40℃)的出现。高温持续时间与副高的强度和位置有着十分密切的联系，当副高强、范围大，则对应的高温天气强度大，且持续时间长、影响范围广。 4.1. 新疆脊控制型(图5a) 乌拉尔山大槽建立，新疆脊逐渐由浅脊发展成为经向度较大的脊，环流形势由纬向转为经向，脊顶可延伸至65˚N以北。乌拉尔大槽的槽前西南风带明显增强，新疆脊后部为温度脊，且温度脊落后于高度脊，随着暖平流沿西南气流不断向东北输送，新疆的浅脊逐渐发展成大尺度的高压脊，伊朗副高强盛且 图5. 持续高温天气过程500 hpa环流形势。(a) 新疆脊控制型；(b) 伊朗副高东伸发展型；(c) 伊朗副高与新疆脊共同影响型；(d) 伊朗副高与西太副高形成的两高对峙型 位置稳定而少动；通常584位势什米等高线影响新疆，南疆大部则受588位势什米等高线(又称副高脊线)控制，新疆铁门关市一般受588位势什米等高线控制。这种类型有利于铁门关市的一般高温天气和强高温天气的出现，高温天气维持时间一般维持在3天左右，如果北支锋区上有浅脊叠加，则维持时间相对长一些。随着乌拉尔大槽的东移，大槽中的温压场趋于减弱，冷平流移至槽前，受其影响，新疆脊快速减弱东移，新疆的高温天气趋于结束。 4.2. 伊朗副高东伸发展型(图5b) 里海、咸海通常为低槽区，新疆脊发展比较旺盛；随着伊朗副高东伸发展，里海、咸海的低压槽逐渐东移，新疆脊不断得到发展；与此同时，里海、咸海的低压槽源源不断地得到来自欧亚大槽中分裂短波所带来的冷空气补充，使得槽前后的正负变高逐步增强，槽前的西南风也随之明显增强，暖空气不断沿西南气流北上，使得新疆脊得到发展并不断增强。通常584位势什米等高线控制南疆大部，这种类型，通常铁门关市的高温天气维持时间相对较长，最长持续高温日数为15天(1986年)。 4.3. 伊朗副高与新疆脊共同影响型(图5c) 乌拉尔山与贝加尔湖通常为低值系统活动区，新疆脊发展，乌拉尔山地区的低压槽后有冷空气不断补充南下，槽前暖平流维持，给新疆脊的维持提供能量；随着伊朗副高发展并东伸北抬，与新疆脊打通(脊线在50˚~95˚E范围之间)；通常588位势什米等高线进入南疆盆地，新疆大部受584位势什米等高线控制，铁门关市一般在588位势什米等高线控制之下，极有利于极端高温(T max ≥ 40℃)天气的出现，主要出现在8月上旬。 4.4. 伊朗副高与西太副高形成的两高对峙型(图5d) 东欧与贝加尔湖通常为低槽区，里海、咸海则有高压脊发展，伊朗副高在东伸北抬过程中与该高压脊叠加，脊顶可延伸至60˚~70˚N。随着副热带西风环流的加强，伊朗副高逐渐南下西退；与此同时，西太副高向西发展，并与新疆脊叠加，584位势什米线等高线控制南疆大部，铁门关市处于该脊控制之下，极易造成铁门关市的持续性高温天气的出现。 综上所述：持续的高温天气与副热带高压的强度和位置有着十分密切的关系，副高强度越大，位置稳定少动或移动缓慢，并且天气系统的上游无爆发性的冷空气南下，则十分容易出现强度大、持续时间长、影响范围广的高温天气过程。
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user: 5. 结论 1) 新疆生产建设兵团铁门关市近57 a的平均高温日数为30 d，主要集中出现在7月中旬至8月上旬，占总高温日数的42.9%。 2) 铁门关市的高温日数具有较为明显的年代际变化，最多高温年份出现在2008年，为46 d；最少年份为1993年，只出现了10 d。 3) 铁门关市的高温分布整体呈逐年上升趋势，近16 a上升趋势较为明显，高温日数增多，且高温天气的持续时间和强度都呈现逐渐增强的趋势。 4) 在500 hPa高度场上，铁门关市的持续高温天气过程主要表现为四类环流形势：新疆脊控制型、伊朗副高东伸发展型、伊朗副高与新疆脊共同影响型、伊朗副高与西太副高形成的两高对峙型。其中，伊朗副高与新疆脊共同影响型则极有利于极端高温天气(T max ≥ 40℃)的出现。高温持续时间与副高的强度和位置有着十分密切的联系，当副高强、范围大，则对应的高温天气强度大，且持续时间长、影响范围广。
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user: 摘 要 研究发现，人口统计变量中的职业对消费知觉风险、消费信任及网购意向存在显著差相关，不同的家庭收入对消费知觉风险存在显著相关，同时，知觉风险与消费信任、有机农产品网购意向显著相关。因此，为了提高有机农产品网购意向，本研究指出，重点锁住教育医疗工作者群体，降低知觉风险和提高消费信任，同时完善政府对有机农产品的支持和监管政策。 关键词 :有机农产品，人口统计变量，网购 Copyright © 2018 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. 前言 第40次全国互联网统计结果显示，2017上半年网络购物比例相比2016年底增长了10.2%，达到5.14亿，手机网络购物比例同比增长了9.0%，这一增长趋势随着互联网普及和民众生活水平提高继续增长。同时，有机农产品网购也得到了较大发展。有机农产品网购是近几年发展起来的网购行为，是人们在绿色、有机、健康理念以及便捷互联网共同培养下衍生的购物方式。网络以其便利、快捷、无障碍等优势推动经济、社会发展，同时作为网络发展的消费渠道，服务众多成千上万的需求者。与传统消费行为一样，有机农产品网购行为受许多因素制约，如硬件设施，有些偏远落后地区还未完全实现网络覆盖，制约当地有机农产品对外销售，如软件因素，国家政策因素对于农业电商的扶持还处于完善阶段，网购参与双方的责权利界定不明。据相关资料显示，不同消费个体由于自身教育水平、年龄因素、收入水平、家庭背景等因素对于有机农产品网购认知态度不一致，由此产生不一致的购买行为，还有些学者探讨有机农产品网购的知觉风险、消费信任的差异性，以及由此产生行为差异。本文的研究特点在于探讨不同人口统计变量所产生的知觉风险及消费信任差异性，同时探讨不同人口统计变量对消费信任、知觉风险是否存在干扰作用，并在此基础上进行回归分析。
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user: 2. 文献综述 2.1. 有机农产品消费信任的相关文献综述 消费信任研究整合了心理学、社会学、经济学已有的研究成果，根据消费对象和消费环境的不同，对消费信任的研究领域集中在食品购买、服务行业、电视购物和网上购物等，研究对各个领域的对象、质量、安全等的信任。在电子商务法律法规尚未健全的情况下，商品质量不能够得到实时监管，交易依靠信任进行 [ 1 ] (Pavlou， 2003)。目前学者对于电商消费信任的研究主要是从两个角度进行，一个是企业对企业的信任，另一个是企业对消费者(B2C)的消费信任。研究企业对企业(B2B)的信任，在于研究交易双方的相互信任，Pavlou认为消费信任是一种信念，认为交易方会恪守承诺，在不伤害对方的前提下实现自己的预期。研究企业对消费者(B2C)的消费信任，在于研究消费者对商家单方面的信任，Corritore (2003)认为在网络环境的不确定下，消费者对于卖方的正面预期，认为对方不会欺骗自己 [ 2 ] 。本文是在互联网消费背景下研究消费者行为，对于消费信任的定义参考Corritore等人，认为在网络环境的不确定下，消费者对于卖方的正面预期，认为对方不会欺骗自己。 从消费信任的定义看出，消费信任包括了一些基本内容，如可靠性、能力、正直、信念等，研究消费信任基本从这几个方面入手。Mayer在研究过程中，将消费信任维度分为三个维度：能力、善意、正直。后期很多学者以这三个维度为出发点，研究不同情境下的消费信任问题 [ 3 ] ，如杨肖丽(2016)等指出消费者对有机农产品存在信任危机，制度、渠道、企业声誉等是主要的影响因素 [ 4 ] ，程玉桂(2016)从能力、善良、正直三个维度研究有机食品的网络消费信任问题 [ 5 ] ，张淑萍等(2014)以能力、善意两个维度研究乳品行业的消费信任 [ 6 ] ，本文研究消费信任问题沿用Mayer学者三个维度划分方法。 2.2. 消费者网上购物知觉风险理论 知觉风险又称感知风险，最早是由美国学者Raymond Bauer (1960)从心理学角度引申出来的，认为消费者行为绝大部分情况下是不可预知的，消费者无法预期结果是否正确，而某些结果会使消费者感觉不愉快，形成一种消极、不安的状态。因此，消费者的知觉风险指的是消费者在购买过程中所感受到的购买风险，这一购买风险并不一定真实存在，其风险感知程度大小与消费者个体特征存在一定的相关性。此后近半个世纪，学者们从不同角度对知觉风险的具体内容进行了探讨。Cox (1967)建立在一定的目标导向的基础上进一步对知觉风险进行研究 [ 7 ] ，Cunningham (1967)在Cox研究基础上，将知觉风险分成两个因素，不确定性因素和结果因素，知觉风险程度为两因素的乘积。接下来大部分学者(1993， 1994)对于知觉风险的研究大多是在Cox和Cunningham研究的基础上获得 [ 8 ] [ 9 ] 。 知觉风险会因不同的人口统计特征及外界环境产生不同的知觉风险，如不同的消费者个体因年龄、性别、收入、经验、态度、情绪等对同一知觉对象产生不同的风险意识。不同的知觉环境也会产生不同的知觉风险体验，如对比网购与实体店购物的不同体验，得出网购的知觉风险高于实体店购物 [ 10 ] 。学者还针对不同的对象开展知觉风险研究，如对旅游行业、保险行业、房地产行业、二手市场、有机食品、有机蔬菜等、众筹投资、新科技产品等。国内外学者的研究也多集中在这几个方面，所使用的研究方法有定性研究和定量研究，国内学者研究以定量研究为主。
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user: 3. 研究设计 本文的问卷从五个方面进行设计，包括个体统计信息、知觉风险、消费信任及网购意向。不同人口统计特征的消费者对有机农产品的需求呈现不一致特性，如男性与女性在有机农产品消费量或消费渠道上可能存在差异，不同地区、不同教育程度对有机农产品的理解与需求也是不一致的。对这部分的调查有助于本文分析知觉风险、消费信任如何影响消费者的对有机农产品的网络购买行为。因此本文对人口统计信息调查设置的题项包括“性别、年龄、职业、家庭收入、教育程度”。 结合有机农产品与网购特性，本文参考Pavlou (2004) [ 11 ] 研究，对知觉风险研究具体设置题项为“我担心线上购买有机农产品在线下不能使用；我担心线上支付有机农产品和线下消费有机农产品不一致；我担心现代信息技术不能保障交易的安全进行；我担心个人资料会被泄露”。参考文晓巍等(2012) [ 12 ] 的研究，消费信任设计题项为“我信任线上渠道购买有机农产品的质量；我信任线上渠道购买有机农产品的价格；我信任线上渠道购买有机农产品的服务；我信任线上渠道购买有机农产品的承诺”。参考Wu， I. L.， & Chen (2005) [ 13 ] 对购买行为的研究从三个因素将题项设置为“我愿意从网上购买有机农产品，若条件合适，我估计自己会从网上购买有机农产品，若条件合适，我会尽可能从网上购买有机农产品”。
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user: 4. 数据收集与分析 4.1. 数据的基本面分析 本次问卷调查采取网上随机发放为主，历时3个月，共搜集289份问卷，有效问卷280份，有效率为96.9%。此次问卷的男女性别比例分别为44.6%，55.4%，集中在80后群体，占比46.9%，这与80后作为这一时代的中坚力量相符合，参与网购群体教育程度较高，这一群体对有机农产品的认识度和接受度较高，收入相对集中在中等收入群体，占比47.1%。其他的具体如表1所示。 利用SPSS22.0对问卷进行信度和效度分析，如表2所示，整体量表和各个分项量表的Cronbach的Alpha基本都大于0.8，表明整体量表和各个分项量表的信度和效度都呈良好状况，问卷结果可信，KMO值都大于0.7，表明量表能够较好的反应所要测量的变量特征。 4.2. 研究假设检验 基于特征值大于1对各分项量表进行因子分析，最终都提取一个公因子，公因子命名分别为知觉风险、消费信任和网购意向，其KMO值都大于0.7，P值为0.000，表示可以进行因子分析，累积解释率如表3所示，符合市场调查研究需求。 4.2.1. 不同人口统计量对相关变量的影响 消费者的心理及行为活动会因个体性别、年龄、教育程度、家庭等存在差异性，因此本文借助SPSS22.0的独立样本T检验和单因素ANOVA检验，分析不同性别、年龄、教育程度、家庭收入、职业与消费者知觉风险、消费信任和网购意向是否相关。如表4所示，不同性别、年龄、教育程度的独立样本T检验和单因素ANOVA检验的P值显著性都大于0.05，即接受原假设，不同性别、出生年代、教育程度与消费者知觉风险、消费信任和网购意向不相关。家庭收入与知觉风险的单因素ANOVA检验结果P值小于0.000，拒绝原假设，即不同的家庭收入水平会产生不同的知觉风险，由Scheffe事后检验可得，月收入水平低于0.8万的家庭的知觉风险会显著高于月收入在0.8~1.5万的家庭，而与其他收入水平的差异不显著。不同家庭收入与消费信任和网购意向的P值不显著，接受原假设，即不同家庭收入与消费信任、网购意向不相关。职业对消费者知觉风险、消费信任和网购意向进行单因素ANOVA检验的P值都小于0.01，即都拒绝原假设，不同职业与消费者知觉风险、消费信任和网购意向相关，由Scheffe事后检验可得，在教育行业和医疗行业工作的消费者，其知觉风险会显著高于其他未列入考虑的职业(如兼职、失业者)，其他职业之间对知觉风险的差异不明显；政府职员、企业职员、教育与医疗工作者、自由职业者的消费信任都显著高于其他未列入考虑的职业(如兼职、失业者)，其他职业之间对消费信任的差异不明显；企业职员、教育与医疗工作者的网购意向都显著高于其他未列入考虑的职业(如兼职、失业者)，其他职业之间对网购意向的差异不明显。 Table 1 Demographic frequency analysi 男 女 90后 80后 70后 其他 高中或中专以下 大学本科或大专 研究生及以上 44.6% 55.4% 25.4% 46.9% 20.5% 7.2% 7.6% 85.3% 7.1% 0.8万以下 0.8~1.5万 1.5~3万 3万以上 政府及事业单位 企业职业 学生 自由职业者 其他 39.1% 47.1% 9.3% 4% 24.8% 26.8% 17.9% 14.7% 16.1% 表1. 各人口统计频数分析 Table 2 Reliability and validity test of the overall and itemized scale 项目 Cronbach的Alpha 項目个数 KMO值 Sig. 整体量表 0.798 11 0.772 0.000 知觉风险量表 0.886 4 0.821 0.000 消费信任量表 0.867 4 0.747 0.000 网购意向量表 0.802 3 0.704 0.000 表2. 整体和分项量表信度和效度检验 Table 3 Factor analysi 提取因子 累积解释率 KMO值 P值 知觉风险 75.34% 0.821 0.000 消费信任 71.5% 0.747 0.000 网购意向 71.94% 0.786 0.000 表3. 因子分析 Table 4 Test of cognitive differences in perceived risk， consumption trust and online shopping intention from demographic variable 知觉风险 消费信任 网购意向 性别 −1.947 (T) −1.636 (T) −1.088 (T) 出生年代 0.888 (F) 0.830 (F) 1.773 (F) 教育程度 1.898 (F) 0.164 (F) 0.333 (F) 家庭收入 −5.654 *** (F) −0.544 (F) −1.176 (F) 职业 4.198 *** (F) 8.640 *** (F) 4.239 ** (F) 表4. 人口统计变量对知觉风险、消费信任和网购意向认知差异检验 4.2.2. 控制“知觉风险”的偏相关分析 对上一步骤所提取的因子进行相关分析，分析结果如表5所示，知觉风险与消费信任、网购意向呈显著负相关，拒绝原假设；消费信任与网购意向呈显著正相关，拒绝原假设。 控制变量“知觉风险”，对消费信任及网购意向进行偏相关分析，结果如表6所示，消费信任与网购意向呈显著正关系，接受原假设相关系数为0.591，略低于不控制知觉风险变量，因此不考虑知觉风险对于消费信任的影响，将知觉风险与消费信任同时纳入回归方程，分析二者对网购意向的影响。 4.2.3. 考虑不同职业对消费信任和知觉风险干扰作用的回归分析 在相关分析的基础上，将消费信任及知觉风险作为自变量，网购意向作为因变量，进行回归分析。结果如表7所示，模型解释率为0.382，P值为0.000，模型拟合度较好。因此，模型方程式为网购意向 = −0.008 − 17 + 0.626消费信任 − 0.13知觉风险。 考虑不同职业对消费信任和知觉风险干扰作用的回归分析，职业属于名义变量，纳入回归分析首先进行虚拟变量设置，紧接着利用SPSS22.0重新计算变量，获得8个变量，命名如下“政府职员消费信任因子、自由职业知觉风险因子、学生知觉风险因子、企业职员消费信任因子、教育医疗消费信任因子、企业职员知觉风险因子、学生消费信任因子、教育医疗知觉风险因子、自由职业消费信任因子、政府职员知觉风险因子”。最后将新获得的8个变量与知觉风险因子和消费信任因子作为自变量，网购意向作为因变量，进行线性回归分析，结果如表8所示，模型解释率为0.468，高于不考虑职业对消费信任和知觉风险的干扰，P值为0.000，模型拟合度相比之前更好。模型方程为网购意向 = −0.007 − 0.43知觉风险 + 0.494消费信任 − 0.669企业职员知觉风险因子 − 0.641教育医疗知觉风险因子 + 0.596教育医疗消费信任因子。在这一回归分析式中，知觉风险对网购意向的解释率提高，可能由于不同职业对知觉风险的干扰作用较强，其中，企业职员与知觉风险的交乘项对网购意向的解释率最高，为0.669。
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user: 5. 结论 根据上文统计分析结果，人口统计变量当中不同性别、出生年代、教育程度对消费者的消费信任、知觉风险及网购意向没有差异；不同家庭收入对知觉风险程度存在显著差异，表现在家庭月收入在0.8万以下的消费者知觉风险显著高于家庭月收入在0.8~1.5万之间的消费者，而不同的家庭收入对消费信任 Table 5 Correlation analysi 知觉风险因子 消费信任因子 网购意向因子 知觉风险因子 1 消费信任因子 −0.392 *** 1 网购意向因子 −0.243 *** 0.623 *** 1 表5. 相关分析 Table 6 Partial correlation analysis when perceived risk is under contro 控制变数 消费信任因子 网购意向因子 知觉风险因子 消费信任因子 1.000 网购意向因子 0.591 *** 1.000 表6. 控制“知觉风险”的偏相关分析 Table 7 Regression analysis under the circumstance that the occupational interference with consumer trust and perceived risk is not considere 模型 非标准化系数 B 标准错误 VIF 1 (常数) −0.008 0.048 知觉风险因子 −0.013 *** 0.048 1.011 消费信任因子 0.626 *** 0.048 1.011 调整R方 0.382 D-W值 1.970 P值 0.000 表7. 不考虑职业对消费信任和知觉风险干扰作用的回归分析 Table 8 Regression analysis under the circumstance that the occupational interference with consumer trust and perceived risk is considere 模型 非标准化系数 B 标准误 VIF 1 (常数) −0.007 0.054 知觉风险因子 −0.430 *** 0.172 12.431 消费信任因子 0.494 *** 0.158 10.411 政府职员知觉风险因子 −0.313 0.344 2.434 企业职员知觉风险因子 −0.669 *** 0.194 5.242 学生知觉风险因子 −0.205 0.270 1.902 教育医疗知觉风险因子 −0.641 *** 0.223 3.084 自由职业知觉风险因子 −0.427 0.231 3.143 自由职业消费信任因子 0.166 0.213 3.260 教育医疗消费信任因子 0.596 *** 0.229 2.535 学生消费信任因子 0.051 0.235 1.960 企业职员消费信任因子 −0.285 0.191 3.648 政府职员消费信任因子 0.285 0.319 2.512 调整R方 0.468 D-W值 2.006 P值 0.000 表8. 考虑职业对消费信任和知觉风险干扰作用的回归分析 和网购意向没有显著差异；不同职业对知觉风险、消费信任和网购意向存在显著差异，表现在教育医疗工作者的知觉风险程度显著高于其他未列入考虑的职业，政府、企业、教育医疗工作者、自由职业者的消费信任都显著高于其他未列入考虑的职业，企业、教育医疗工作者的网购意向都显著高于其他未列入考虑的职业。 不同职业对知觉风险和消费信任存在干扰作用，干扰程度也不一致。在职业作为干扰因素的回归分析中，知觉风险对网购意向存在显著负影响，影响系数为0.43，消费信任对网购意向存在显著正影响，影响系数为0.494，企业职业与知觉风险的交乘项对网购意向存在显著负影响，影响系数为0.669，教育医疗与知觉风险的交乘项对网购意向存在显著负影响，影响系数为0.641，教育医疗与消费信任的交乘项对网购意向存在显著正影响，影响系数为0.596。从影响系数看，职业对消费信任和知觉风险的干扰作用较大，间接影响了消费者的网购意向。 因此，提高消费者网购有机农产品意愿的方式可以从以下三个方面考虑： 1) 重点锁住教育医疗工作者消费群体，其次是企业职员 从分析结果看，人口统计特征中主要考虑不同职业对于有机农产品网购意向的差异性，其中教育医疗工作者对于有机农产品网购意向相比其他职业更大，表现在通过对消费信任和知觉风险的交乘项影响网购意向。这部分群体文化水平较高，注重品质生活、健康生活，较早接触网购，相应的其消费知觉风险与消费信任也会更加理性。针对这部分群体的需求特点提供针对性产品，进行有效营销，通过提高消费者信任和降低知觉风险，迅速打开有机农产品的网购市场。相应的，企业职员通过对知觉风险的干扰对有机农产品网购意向产生影响，影响系数也较高，通过有效营销手段降低这部分群体的知觉风险，也可以有效打开有机农产品的网购市场。 2) 降低有机农产品网购知觉风险，提高消费信任 知觉风险对有机农产品网购呈显著负向影响，影响系数较大，为0.43，有效降低有机农产品网购知觉风险有助于提高有机农产品网购率。有机农产品网购知觉风险主要来自于消费者担心网上购买的有机农产品并不实至名归，也担心网购过程会出现信息泄露和支付风险。进行有机农产品网上销售的企业可以构建全产业链物联网系统，构建有机农产品可追溯体系；通过安全购物平台(如天猫生鲜、京东生鲜、顺丰生鲜等)，从源头上把控消费者个体信息安全和支付安全；与具备冷链生鲜系统的物流、快递公司合作，缩短物流时间，锁住有机农产品的新鲜度，等等。 知觉风险一定程度上会影响消费信任，降低知觉风险能够提高消费信任，但在分析中发现，二者并无太大关联性。因此，提高消费信任还需考虑其他途径，如有机农产品网商同时在线下具备实体店，可以提供产品线上线下价格、质量实时对比；如可以提供售后服务水平(24小时实时在线服务)、降低退换货要求和延长退换货时间，并能够保证所有的承诺都能够得到完成，等等。 3) 完善有机农产品网购政府支持、监管政策 对有机农产品网购的知觉风险和消费信任的差异，一方面来自于个体因素，另一方面来自于该新型业态的不完善。对于不熟悉的事物，消费者会自觉提高风险意识和降低信任意识。而一个行业能否迅速、健康发展，离不开政府支持。因此，制定相关有机农产品标准以及扶持可追溯体系建设，同时加强对网络购物环境的监管，从外界环境提高有机农产品网购的消费信任度和降低有机农产品网购的风险意识。
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user: 摘 要 目的：综述半枝莲的提取成分及药理作用，为进一步研究半枝莲的作用提供了理论基础。方法：查阅近几年的有关半枝莲成分及药理作用的相关的文献，进行分析、总结。结果：发现半枝莲具有明显的抗老年痴呆、抗肿瘤、抗氧化、抗病毒、抑菌、保肝和增强免疫等作用，临床上可以用来治疗肝癌、直肠癌、鼻咽癌、胃癌等。结论：半枝莲的药用价值很大，但是研究不够深入，需要相关研究人员进一步地研究与开发，从而为临床合理用药提供依据和保障。 关键词 :半枝莲，提取成分，药理作用 Copyright © 2018 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 半枝莲为唇形科植物半枝莲的全草，又名通经草、小韩信草和溪边黄芩，其名最早见于《外科正宗》。其味辛、苦，性寒，归肺、肝、肾经，其功效是清热解毒，化瘀利尿，临床上可以用来治疗肝癌、直肠癌、鼻咽癌、胃癌等。半枝莲提取成分主要有黄酮类化合物、生物碱、多糖类等。现代药理学研究发现其有明显的抗老年痴呆、抗肿瘤、抗氧化、抗病毒、抑菌、保肝和增强免疫等作用。本文从半枝莲提取成分及其药理学研究进展进行综述。
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user: 2. 半枝莲的成分 2.1. 黄酮类化合物 黄酮类化合物包括众多活性成分，有野黄芩苷 [ 1 ] 、红花素和异红花素等，其中野黄芩苷含量最多。陈桂 [ 2 ] 等通过L16 (45)正交试验优选超声辅助半仿生提取半枝莲总黄酮，用分光光度法测定半枝莲黄酮的含量，经试验得知总黄酮平均提取率为3.01%。米璇 [ 3 ] 等采用甲醇超声提取出了黄酮类化合物野黄芩苷、黄芩素、汉黄芩素、柚皮素和芹菜素等，而且利用毛细管胶束电动色谱法分离测定了这些成分，得知其回收率均大于85%。谭志盼 [ 4 ] 等先用石油醚提取半枝莲粗粉，再利用其10倍量的75%甲醇加热回流提取，所得总黄酮含量最高，最后采用紫外分光光度法测定其总含量，经工艺验证得知三批样品总黄酮含量均值为1.90%。 2.2. 生物碱 生物碱广泛存在于植物中的一类化学成分，是众多天然药材中最重要化学成分之一。王桂玲 [ 5 ] 等采用酸水超声提取半枝莲中生物碱类成分，发现生物碱提出率高，同时避免蛋白、多糖等杂质的提出及酸碱成分的提出对仪器设备的腐蚀作用。赵一帆 [ 6 ] 等利用二氯甲烷经超声提取得到Scutebarbatine A，提取率较高，又采用色谱分离方法从半枝莲中得到Scutebarbatine A，得知其线性范为0.0303~1.2136，平均加样回收率为100.2%。 2.3. 多糖类 多糖是半枝莲的主要成分之一，赵杰 [ 7 ] 等采用蒽醌-硫酸分光光度法测定半枝莲中多糖的含量，所测半枝莲多糖含量为4.34%、RSD = 1.67% (n = 5)。有研究发现，半枝莲多糖包括葡萄糖，鼠李糖、甘露糖、阿拉伯糖、木糖和半乳糖，其中葡萄糖的摩尔比最大。黄秀香 [ 8 ] 等采用微波辅助复合酶法提取半枝莲多糖，得率为5.12%左右。
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user: 3. 半枝莲的药理作用 3.1. 抗老年痴呆作用 郗玉玲 [ 9 ] 等利用去卵巢大鼠模拟老年痴呆的模型，半枝莲黄酮可能有助于缓解由于雌激素缺乏所致的记忆障碍。郭可 [ 10 ] 等采用脑室注射复合Aβ建立模拟老年性痴呆的模型，得出半枝莲黄酮能够抑制复合Aβ所致大鼠脑内神经纤维缠结。侯晓婵 [ 11 ] 等通过研究发现半枝莲黄酮能够抑制复合Aβ诱导的脑内Aβ异常生成，调节β/γ-分泌酶的表达，因此得知，半枝莲黄酮改善学习记忆障碍和神经损伤的药理活性可能有助于AD等神经退行性疾病的治疗。细胞凋亡特别是线粒体凋亡通路介导的细胞凋亡直接参与了神经退行性疾病的发生发展，因此，任何能够抑制细胞凋亡的手段，都有利于这些疾病的治疗。赵泓翔 [ 12 ] 等研究发现，半枝莲黄酮能够逆转脑室注射复合Aβ所致线粒体膜凋亡因子Bcl-2、Bax、Bcl-xL和BaK异常改变。郭可 [ 13 ] 等研究发现，半枝莲黄酮可明显抑制复合Aβ所致大鼠皮层细胞凋亡、逆转胞液中Cyt-C、Apaf-1、Caspase-9和Caspase-3表达水平的增加。范悦 [ 14 ] 等通过探讨半枝莲黄酮对Aβ25-35引起大鼠皮层星形胶质细胞一氧化氮合酶(NOS)热休克蛋白70 (HSP70)及载脂蛋白E (apoE)蛋白表达的异常变化的影响，发现半枝莲黄酮可能通过影响星形胶质细胞发挥对老年痴呆的治疗作用。范悦 [ 15 ] 等通过研究得知，半枝莲黄酮在一定浓度范围内对Aβ25-35损伤星形胶质细胞具有保护作用，进而得知其对老年痴呆的治疗可能有一定的疗效。 3.2. 抗肿瘤活性 郭丽华 [ 16 ] 等对黄酮类单体的抗肿瘤活性进行了深入研究，用MTT法检测半枝莲5个黄酮类单体对SKOV3细胞增殖的抑制能力，发现半枝莲中木犀草素、黄芩素、芹菜素、野黄芩苷和汉黄芩素对人卵巢癌SKOV3细胞增殖有显著抑制作用，其中汉黄芩素作用最强，这为后人研究开发抗肿瘤药物提供了新思路。陈明 [ 17 ] 等发现半枝莲总黄酮可以抑制B16-F1黑色素瘤细胞小鼠移植瘤，能缩小肿瘤体积、减轻肿瘤重量，抑瘤作用显著。宋增芳 [ 18 ] 等在实验研究中得知半枝莲水提取物可以通过增加荷瘤小鼠免疫器官的重量，进而增强机体的免疫力，达到显著的抗肿瘤的效果。康志强 [ 19 ] 等在大鼠的肝癌模型中证明半枝莲黄酮对肝癌的抑制作用可能是通过下调肝癌细胞中ADAM10的表达而发挥作用，同时也有人指出半枝莲黄酮类化合物对人类肝癌患者SMMC-7721细胞的增殖具有明显的抑制作用，并能诱导肝癌细胞的凋亡。于水澜 [ 20 ] 等发现半枝莲多糖能够调节H 22 肝癌在血清中的蛋白质的表达，进而达到对肝癌的治疗。 3.3. 抗氧化作用 有研究发现 [ 21 ] 半枝莲多糖的两个成分SBPw和SBPs在一定浓度范围内均可抑制化学法诱导的红细胞溶血和肝组织过氧化物生成，能剂量依赖性提高给药小鼠血清、肝组织中的SOD活力，降低给药小鼠血清、肝中的组织MDA的水平，所以，SBPw和SBPs具有较好的抗氧化作用。陈红梅 [ 22 ] 通过测定1，1-二苯基-2-三硝基苯胼自由基、羟自由基的清除率和还原力，发现黄酮提取物有很强的还原力，可一定程度上清除DPPH自由基和羟自由基，是一种新型抗氧化剂的来源。 3.4. 抗病毒及抑菌作用 相关研究者 [ 23 ] ，通过CPE法发现半枝莲总黄酮在体外对PIV-1的致Hep-2细胞病变有明显的抑制作用。康旭 [ 24 ] 等利用冬虫夏草为菌种对半枝莲进行微生物转化，研究发现半枝莲发酵液对鼠伤寒沙门氏菌和腐生葡萄球菌抑制作用增强；半枝莲发酵后挥发油对腐生葡萄球菌和阴沟肠杆菌抑制作用也有所增强。王桂玲 [ 5 ] 等在半枝莲总生物碱粗提取物进行的体外抑菌作用研究中发现，当半枝莲总生物碱浓度为18.0 mg/mL时，其对金黄色葡萄球菌不管是标准株还是耐药株都有一定的抑菌作用，而且作用较强。 3.5. 保肝作用 有文献报道，半枝莲提取液瘤内注射联合反应停能够有效抑制小鼠H22肝癌移植瘤。牟卫伟 [ 25 ] 等研究发现半枝莲乙醇提取物对顺铂抗肝癌有增效作用，当半枝莲提取物加低剂量顺铂时，体内可显著增强顺铂对小鼠H22肝癌移植瘤的抑瘤作用，体外能明显增强顺铂对肝癌细胞的抑制作用。 3.6. 增强免疫作用 免疫是机体的正常的生理功能，包括体液免疫和细胞免疫。经研究得知，用环磷酰胺复制法构建免疫抑制小鼠模型，结果发现半枝莲多糖有一定的免疫活性。有专家通过制备荷瘤小鼠脾细胞悬液，检测半枝莲多糖对脾淋巴细胞增殖和脾细胞分泌IL-2和TNF-α的影响，发现半枝莲多糖能升高小鼠脾淋巴细胞环磷腺苷的水平，可能是其增强小鼠免疫功能的途径之一。宋高臣 [ 26 ] 等在实验中得知半枝莲多糖可以抑制HepA小鼠肿瘤的生长，使免疫器官重量增加，从而增强HepA荷瘤小鼠的免疫功能。 半枝莲作为一种常用的传统中药，目前针对其化学及药理活性研究已较为广泛，尤其是对半枝莲抗肿瘤作用的研究相对深入，相关药物已经广泛应用于临床，治疗消化、呼吸、泌尿系统的恶性肿瘤。但半枝莲成分复杂，对其抗老年痴呆、抗氧化、抑菌抗病毒以及保肝等作用的研究远不够深入，缺乏更多相关药品应用于临床，故本文对半枝莲的提取成分及药理学研究进展进行综述，其目的是希望广大相关研究人员对半枝莲进行更深入的研究，已便开发出更多成分明确，疗效可靠，质量可控的现代植物药。
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user: 摘 要 随着互联网金融的发展，作为互联网金融模式之一的股权众筹也得到了越来越多人的关注。本文以“领投 + 跟投”股权众筹模式为研究对象，用融资完成比衡量股权众筹融资效率，从羊群效应和项目信息两个维度研究融资效率的影响因素，并利用两个众筹平台的数据进行了实证分析。基于本文的研究结论，可以建立众筹项目的特征向量，为众筹平台个性化推荐策略实施、辅助投资者进行投资决策提供基础。 关键词 :股权众筹，融资效率，特征向量，羊群效应 Copyright © 2018 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 中国政府2015年发布了《国务院关于大力推进大众创业万众创新若干政策措施的意见》，从国家层面支持互联网金融发展，鼓励开展小额股权众筹融资试点 [ 1 ] 。Bradford (2012)认为股权众筹是企业通过互联网平台公开出售特定数量的股权或者类似股权的协议以吸引投资者的一种融资方式 [ 2 ] 。股权众筹受到了创业者和投资者的青睐，一方面降低了融资者融资门槛，另一方面拓宽了投资者的投资渠道。美国的Angelist平台、中国的天使汇、大家投、聚募网、36kr等平台是股权众筹典型代表。 股权众筹项目的融资结果某种程度上影响着创业者前进的步伐，而股权众筹平台上的项目融资结果之间差异很大，一些项目可以很快融资成功，甚至超出预期融资金额，有些项目却不能融到目标金额。据人创咨询不完全统计，2016年国内共有1609个股权众筹项目，其中融资失败项目522个。所以如何提高项目融资成功率一直困扰着股权众筹平台。另一方面，投资者可以选择投或不投，选择投A项目或B项目，所以投资者的投资决策直接影响着项目融资效率。目前，国内的股权众筹平台大多采用“领投 +跟投”模式，领投人相当于信用中介，有利于破解融资方和投资方的信任困局，减少融投资的时间成本。跟投人为普通投资者，不参与融资项目的发起和经营过程，因而无法了解到项目的全部信息，跟投人与项目发起人之间的信息不对称显而易见。而普通投资者缺少扎实的金融理论知识和专业的投资方法，加上项目信息的不对称和互联网上的海量信息，这使得他们很难做出投资决策。所以如何有效地减少信息干扰、帮助投资者决策，减少投资风险同样困扰着众筹平台。 为解决上述问题，本文以“领投 + 跟投”股权众筹模式为研究对象，用融资完成比衡量股权众筹融资效率，从羊群效应和项目信息两个维度研究融资效率的影响因素，建立众筹项目的特征向量，以辅助投资者进行投资决策。
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user: 2. 股权众筹项目融资效率影响因素研究 为提高众筹项目的响应率，国内外学者从股权众筹项目风险、投资人等视角研究项目融资成功、投资决策的影响因素，取得了一些有价值的研究结果 [ 3 ] 。但研究主要集中在奖励式众筹模式，对股权众筹模式的研究相对较少，并且研究者大多以融资成功与否或者投资与否作为因变量(0、1取值)，借助回归分析，研究影响众筹成功或投资决策的因素。本研究主体是“领投 + 跟投”股权众筹模式，由于国内的股权众筹平台允许融资周期内实际融资金额可以超过项目的目标融资金额，因而本研究采用融资完成比例衡量融资效率。参考已有文献的研究视角和方法，本文从众筹项目信息、羊群效应两方面研究融资效率的影响因素。 2.1. 众筹项目信息 Mollick (2014)基于Kickstarter平台数据研究发现众筹项目的支持人数、项目周期、项目负责人的社会网络信息对融资成功有显著影响 [ 4 ] ；吴文清等(2016)以点名时间平台为研究对象，发现项目的关注人数、互动话题数、价格梯度、筹资周期对融资成功有显著正向影响 [ 5 ] 。姚卓等(2016)基于众筹网和追梦网两个平台的数据，研究发现项目负责人的工作经历、视频、项目的话题讨论质量显著地正向影响融资成功 [ 6 ] 。Ahlers等人(2015)认为众筹项目是否有专利、是否获奖或政府资助、融资目标金额、起投金额、项目估值等影响投资者对众筹项目的风险评估，进而影响投资决策 [ 7 ] 。陈玉婕等(2015)借助平衡积分卡思想，提出项目信息和创始团队对投资者决策有显著影响，并用项目支持人数替代项目吸引度，支持人数越多，表示项目越吸引人 [ 8 ] 。郑海超等人(2015)发现项目动态更新次数、项目估值、员工人数、股东人数影响显著融资绩效 [ 9 ] 。从上述研究结论可以发现，不同的学者的研究视角、研究结论差异较大，但也可以发现学者们主要从众筹项目的基本信息(如：项目估值、融资目标金额、起投金额、项目周期、项目负责人信息等)、社会网络信息(如：关注人数、项目讨论数、话题讨论质量等)两个方面研究影响众筹项目融资成功的因素。另一方面，本文采用融资完成比表示融资效率，融资完成比包含了融资目标金额信息，所以融资效率与融资目标金额强相关。据此，本文从众筹项目的基本信息和社会网络信息两方面选取学者们普遍关注的项目估值、起投金额、项目讨论数几个因素，研究其对融资效率的影响，并提出如下的研究假设： 假设H1：项目估值与融资效率负相关。即项目估值越高，融资完成比越低，融资效率越低。 假设H2：起投金额与融资效率正相关。即起投金额越高，融资完成比越高，融资效率越高。 假设H3：项目讨论数与融资效率正相关。即项目讨论次数越多，则该项目透露的信息越多，融资完成比越高。 由于目前我国的众筹项目主要采用的是股权众筹模式，即众筹项目要出让一定比例的股份给投资者，股权出让比例也会影响投资者的行为，因而本文提出如下假设： 假设H4：出让比例与融资效率负相关。即出让比例越高，融资完成比越低，融资效率越低。 2.2. 羊群效应 传统金融市场(如股票、基金)的羊群效应已有大量研究，已有学者验证羊群效应也存在于互联网金融领域 [ 10 ] 。Solomon J.等(2015)学者建立模拟众筹平台收集数据，研究发现从融资开始到结束的不同时间段，投资人会表现出不同的投资行为，说明投资人行为会受到项目已融资情况的影响 [ 11 ] 。廖理(2014)等研究证实我国投资者在P2P市场选择标的时存在羊群行为 [ 12 ] 。而吴文清等(2016)发现众筹项目在融资过程中也有羊群效应 [ 5 ] ，羊群效应会影响投资人的投资决策，从而间接影响众筹项目的融资效率。股权众筹是一种特殊类型的众筹模式，具有互联网金融与传统金融的双重特征，融资过程中的羊群行为不可避免，在“领投 + 跟投”模式中，跟投人一般没有扎实的金融理论知识和专业的投资分析工具，更容易相信领投方的决策，甚至干脆放弃自己决策，跟随领投方。为此，本文通过考察领投方的领投额占比、领投方类型和领投方投资案例数目等领投人信息，研究羊群效应对融资效率的影响，并提出如下研究假设： 假设H5：领投额占比与融资效率正相关。即领投额占比越大，融资完成比越大，融资效率越高。 假设H6：领投方类型与融资效率相关，且机构领投项目的融资效率比个人领投项目的融资效率低。即领投方类型与融资完成比相关，且个人领投项目的融资完成比更高。 假设H7：领投方投资次数与融资效率正相关。即领投方投资次数越多，表示其投资经验越丰富，项目的融资完成比会越高。 假设H8：认购人数与融资效率正相关。即认购人数越多，羊群效应越明显，风险越分散，项目融资完成比会越高。
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user: 3. 实证分析 3.1. 数据收集和预处理 本文所用数据来源于聚募网(http://www.dreammove.cn/)和36kr平台，获取两个平台截至2017年7月1号的190个股权众筹项目融资信息，对采集的数据进行了缺省值的填充和标准化处理，相关变量的描述如表1所示。 由于两个平台的数据值之间差异较大，本文将所采集到的数据进行了标准化处理，即将全部数据转换到[0，1]区间，主要变量描述性统计信息如表2所示。表2显示了每个变量值的大致分布情况，本研究以平均值加减5倍标准差作为识别异常值的标准，若取值在此范围之外，则被认为是异常值，后续数据分析时予以删除。表3显示了除融资效率(FL)外的变量之间的皮尔森相关系数，可以知道变量之间的相关性较弱，因而可以直接用于后续的回归分析。 Table 1 Explanatory variable descriptio 变量名称 变量标识 变量描述 融资效率 FL 实际融资金额与目标融资金额的比值 领投额占比 LFR 领投方投资金额占项目目标融资金额的百分比 领投方类型 LFT 1代表机构型领投方，0代表非机构型领投方，2表示填充缺省的数据 领投方投资数 LFNC 领投方已投资项目数 认购人数 NB 项目已有的投资人数 项目估值 PV 平台或项目创始人对项目的估值 起投金额 AOI 项目要求的最低投资金额 项目讨论数 NIT 表示该项目已有的讨论次数 出让比例 TRAR 项目出让的股权比例 表1. 解释变量描述 Table 2 Data descriptive statistic 样本数 最小值 最大值 均值 标准差 FL 190 0 1.0000 0.4460 0.1714 LFR 190 0 1.0000 0.2524 0.2449 LFT 190 0 2.0000 0.92 0.755 LFNC 190 0 1.0000 0.1315 0.1998 NB 190 0 1.0000 0.3431 0.2158 PV 190 0 1.0000 0.0568 0.1279 AOI 190 0 1.0000 0.0860 0.1251 NIT 190 0 1.0000 0.0967 0.1402 TRAR 190 0 1.0000 0.1473 0.1599 表2. 数据描述性统计 Table 3 Pearson correlatio LFR LFNC LFT PV NB NIT TRAR AOI LFR 1 LFNC −0.082 1 LFT −0.013 −0.314 1 PV 0.577 −0.103 −0.024 1 NB 0.119 −0.107 0.079 −0.008 1 NIT 0.076 −0.080 −0.071 0.310 0.146 1 TRAR −0.009 −0.119 0.135 −0.125 0.210 0.052 1 AOI 0.503 −0.060 −0.082 0.327 −0.005 0.089 0.006 1 表3. 变量之间的相关性 3.2. 多元线性回归模型 本文采用多元回归模型进行实证分析，基于SPSS软件的回归模型结果如表4、表5所示。由表4数据可知回归模型F检验显著，可以进行下一步分析。由表5回归分析t检验结果可知，容忍度(tolerance)都大于0.1，并且方差扩大因子(VIF)都小于10，所以变量之间不存在共线性。在显著水平p < 0.05下，领投额占比(LFR)、领投方类型(LFT)、项目估值PV、认购人数(NB)对融资效率影响显著，具体分析如下： 项目估值PV的系数 β = − 0.334 < 0 ，说明与融资效率负相关。项目估值越高，其复杂性越高，风险就越大，跟投人投资的可能性也就越小，假设H1成立。 起投金额AOI对融资效率影响不显著，主要是因为两个众筹平台上不同项目的起投金额差异不大，使得该属性在不同项目上没有区分度，所以拒绝假设H2。 项目讨论数NIT对融资效率影响不显著，因为在本文研究没有涉及到文本分析，无法判断讨论内容是否与众筹项目是相关的。即项目讨论数目越多，并不表示项目信息披露的越多、投资者可以通过讨论内容了解更多的项目信息，从而影响自己的投资行为，假设H3不成立。 出让比例TRAR对融资效率的影响接近0.05的显著水平，其系数 β = − 0.134 < 0 ，出让比例越高，融资效率越低。这说明跟投人投资时会考虑投资风险共担的情况，项目创始人出让比例越低，自己承担的风险越大，投资人更愿意跟投，假设H4部分成立。 领投额占比LFR ( β = 0.109 )对融资效率有正向影响，领投额占比越高，项目的融资完成比也就越高。该结果在一定程度上验证了股权众筹存在羊群效应，特别是领头羊的重要影响，因此假设H5成立。 领投方类型LFT ( β = − 0.033 )对融资效率有负向影响，这非机构领投对融资完成的影响更大，假设H6成立。 领投方投资次数LFNC对融资效率影响不显著，一方面可能是因为众筹平台上领投方投资次数信息对许多投资者来说不容易获取；另一方面，领投方投资次数只能表明其投资是否活跃，并不能用来衡量领投方的投资水平，所以拒绝假设H7。 认购人数NB的系数 β = 0.328 > 0 ，说明对融资效率有正向影响，项目的认购人数越多，羊群行为越明显，风险也就越分散，项目的融资完成比则会越高，假设H8成立。