一、數(shù)據(jù)來(lái)源、季度數(shù)據(jù)與不變價(jià)格數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)來(lái)源與不變價(jià)格數(shù)據(jù)的處理中國(guó)居民的樣本數(shù)據(jù)包括人均消費(fèi)性支出、人均可支配收入、住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、定基價(jià)格指數(shù)、利率。數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》1990~2011年各期、中宏數(shù)據(jù)庫(kù)和EPS數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本數(shù)據(jù)覆蓋1995第一季度至2009年第四季度。居民金融資產(chǎn)包括，儲(chǔ)蓄存款、股票和社會(huì)保險(xiǎn)賬戶。社會(huì)保險(xiǎn)賬戶包括，醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、生育保險(xiǎn)和工傷保險(xiǎn)。人均擁有住房資產(chǎn)額=人均住房面積×商品房住宅平均銷售價(jià)格。人均擁有住房資產(chǎn)額=農(nóng)村人均擁有住房資產(chǎn)額×鄉(xiāng)村人口比重+城鎮(zhèn)人均擁有住房資產(chǎn)額×城鎮(zhèn)人口比重。人均社?；鹩囝~=當(dāng)年五項(xiàng)社保基金累計(jì)結(jié)余額÷全國(guó)人口數(shù)。其4.2對(duì)居民消費(fèi)粘性系數(shù)x的測(cè)算利用公式，分別采用收入和總資產(chǎn)、收入與金融資產(chǎn)、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)四種組合作為工具變量，利用兩階段TSLS回歸模擬得到居民消費(fèi)粘性系數(shù)x。表2說(shuō)明，只有在選擇總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)等兩種情況下（不帶截距項(xiàng)的情況下），兩階段TSLS回歸的效果較理想。dCtg=α0+αdTA(t-1)g。

二、住房資產(chǎn)與金融資產(chǎn)的即時(shí)和累積財(cái)富效應(yīng)的比較檢驗(yàn)

1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的ADF檢驗(yàn)對(duì)住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)金融資產(chǎn)的水平值不滿足平穩(wěn)性條件，但是金融資產(chǎn)的1階差分值滿足平穩(wěn)性條件。為保持一致性，本文將公式中的所有變量均取1階差分值，這樣公式轉(zhuǎn)換為公式：dCtg=α0+α1dWf(t-1)g+α2dWh(t-1)g公式中的系數(shù)α1、α2在此發(fā)生了變化，它不再是MPC的涵義，而是近似看作為消費(fèi)變化對(duì)資產(chǎn)變化的彈性。ADF檢驗(yàn)可見(jiàn)表4的結(jié)果，所有檢驗(yàn)變量均在1%的顯著水平上平穩(wěn)。

2財(cái)富效應(yīng)的即時(shí)效應(yīng)與累積效應(yīng)的測(cè)度（彈性）及比較由于本文使用TSLS方法得到的效果不理想，在這里使用廣義矩估計(jì)GMM法并用公式進(jìn)行估計(jì)。該方程使用人均可支配收入、實(shí)際利率作為工具變量。通過(guò)擬合得到如下方程方程：dCtg=-0.0194dWf(t-1)g+0.0296dWh(t-1)g+[ar(1)=-1.351,ar(2)=-1.509,ar(3)-1.784,ar(4)=-1.682,ar(5)=-1.427,ar(6)=-1.199,ar(7)=-0.686,ar(8)=-0.247]該方程殘差檢驗(yàn)表明不存在自相關(guān)，各變量系數(shù)的T值除金融資產(chǎn)在6%的顯著水平上成立外，其他均在1%的顯著水平上成立。方程的擬合優(yōu)度為0.61。對(duì)公式的滯后期限進(jìn)行調(diào)整后得到的結(jié)果與公式相比沒(méi)有顯著改善，因此在擬合方程時(shí)仍采用滯后1期。從數(shù)據(jù)上看，住房資產(chǎn)的直接財(cái)富效應(yīng)（0.0296%）要高于金融資產(chǎn)的直接財(cái)富效應(yīng)（0.0194%），且住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)的變動(dòng)方向與消費(fèi)的變動(dòng)方向相同，而金融資產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的變動(dòng)方向與消費(fèi)的變動(dòng)方向相反，但是兩者對(duì)消費(fèi)的作用都很微弱。從累積財(cái)富效應(yīng)看，住房資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)（0.3018%，0.3015%）同樣高于金融資產(chǎn)的財(cái)富效應(yīng)（0.1978%，0.1976%）。

三、結(jié)論

隨著金融全球化的發(fā)展，國(guó)際資本流動(dòng)加速，國(guó)際金融業(yè)購(gòu)并重組，引起了金融活動(dòng)和金融機(jī)構(gòu)在金融中心高度集聚的現(xiàn)象。世界范圍內(nèi)形成了以紐約、倫敦和東京等國(guó)際金融中心為代表的三大國(guó)際金融集聚區(qū)。中國(guó)也出現(xiàn)北京金融街、上海陸家嘴金融集聚區(qū)等。從我國(guó)的實(shí)際情況看，不同地區(qū)金融發(fā)展存在不平衡現(xiàn)象，而這種分布形成的動(dòng)態(tài)過(guò)程與最終的靜態(tài)結(jié)果，都與金融集聚與擴(kuò)散緊密相關(guān)。金融集聚以良好的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)為后盾，同時(shí)通過(guò)集聚效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)的發(fā)揮，對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生深刻的影響。由此可見(jiàn)，金融集聚是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然結(jié)果和切實(shí)需要，在全球化、信息化和跨國(guó)企業(yè)發(fā)展的宏觀背景下，金融集聚效應(yīng)的研究對(duì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、金融集聚概述

（一）金融集聚的含義及特征金融集聚的涵義是指在金融市場(chǎng)發(fā)展過(guò)程中金融產(chǎn)業(yè)的參與者依照市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)則，在特定地理空間范圍內(nèi)形成的相互聯(lián)系，從而使該地區(qū)無(wú)論是金融機(jī)構(gòu)密集程度還是金融機(jī)構(gòu)的種類都普遍高于平均水平的現(xiàn)象。宗曉武(2008)認(rèn)為，金融集聚具有空間性、復(fù)合性、成長(zhǎng)性、層次性和遞進(jìn)性等特征[1]。而本研究認(rèn)為，金融集聚具有經(jīng)濟(jì)性、地域性和復(fù)合性三個(gè)特征。研究金融集聚的特征，有利于更好地把握金融集聚的內(nèi)涵。

（二）金融集聚形成的主要原因金融集聚形成的原因是國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)之一。一方面，Kindleberge（r1974)認(rèn)為，金融市場(chǎng)組織中存在著規(guī)模經(jīng)濟(jì)，形成了金融市場(chǎng)的集聚力量，同時(shí)局部信息與地區(qū)不同都是金融市場(chǎng)集聚的主要原因[2]。另一方面，Martin(1999)則由不同金融機(jī)構(gòu)的區(qū)位分布情況得出：如果市場(chǎng)潛力的空間分布是不均勻的，在不考慮價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)的情況下,將產(chǎn)生銀行的集聚[3]。這些理論從不同視角分析了金融集聚產(chǎn)生的原因,并對(duì)此問(wèn)題提供了較好的解釋。不足之處在于其缺乏動(dòng)態(tài)的考察過(guò)程,從而很難揭示金融集聚內(nèi)在動(dòng)因的動(dòng)態(tài)特征。

（三）金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系近年來(lái)，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，許多發(fā)達(dá)城市產(chǎn)生了金融集聚的現(xiàn)象，因此，很多學(xué)者對(duì)金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了研究。張鳳超和王亞范(2000)認(rèn)為區(qū)城金融成長(zhǎng)內(nèi)含于區(qū)城經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)的形成和變化過(guò)程之中，為區(qū)域金融成長(zhǎng)提供成長(zhǎng)條件和空間；同時(shí)，區(qū)城金融成長(zhǎng)的水平和能力也為支持該地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供內(nèi)在動(dòng)力[4]。而劉軍和黃解宇等(2007)的研究顯示金融集聚通過(guò)金融集聚效應(yīng)、金融輻射效應(yīng)以及金融功能三個(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[5]。綜上所述，可以看出，這些學(xué)者對(duì)金融集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用做了比較透徹的分析，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的消極影響研究較少，對(duì)此問(wèn)題研究的不夠全面。因此，本研究將對(duì)此進(jìn)行更進(jìn)一步的分析研究。

二、金融集聚模式及其影響因素

1、國(guó)際投資引致生產(chǎn)要素跨國(guó)移動(dòng)

單純的國(guó)際貿(mào)易，主要是商品的跨國(guó)移動(dòng)，只有國(guó)際投資，才有可能形成生產(chǎn)要素直接的和大量的跨國(guó)移動(dòng)。在土地、資本、勞動(dòng)三種生產(chǎn)要素中，除土地之外，資本和勞動(dòng)都能在國(guó)際之間自由流動(dòng)。

國(guó)際投資，即國(guó)際間的資本轉(zhuǎn)移，指的是貨幣資本和貸款資金從一國(guó)流向他國(guó)。任何國(guó)家或地區(qū)要發(fā)展經(jīng)濟(jì)，必須積累資本。積累資本一種方法是國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄，由儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資；另一種方法就是吸引外資，包括國(guó)際貸款和外商直接投資。在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)國(guó)家，由于人均收入水平較低，儲(chǔ)蓄能力受到限制，資本積累緊缺。在這種情況下，只有外來(lái)商品能形成入超現(xiàn)象，國(guó)內(nèi)資本積累才有可能不減少當(dāng)前消費(fèi)。但是，入超國(guó)家又必須清償入超商品的資金。由于資本積累不足，只有依賴外國(guó)貸款。而能否得到外國(guó)貸款，又取決于兩國(guó)利率之間的差異，即債務(wù)國(guó)的利息必須高于債權(quán)國(guó)的利息。所以，國(guó)際投資的驅(qū)動(dòng)因素是各國(guó)之間利率的差異。至于外商直接投資，則取決于生產(chǎn)成本、市場(chǎng)需求、預(yù)期回報(bào)率、投資環(huán)境和相關(guān)優(yōu)惠政策等多種因素。

國(guó)際間的勞動(dòng)要素的轉(zhuǎn)移，主要取決于勞動(dòng)價(jià)格，即取決于平均工資水平，比如某種類型的勞動(dòng)在美國(guó)的工資率高于墨西哥，就成為墨西哥人跨越國(guó)界的經(jīng)濟(jì)動(dòng)機(jī)。一般說(shuō)來(lái)，發(fā)展中國(guó)家工資偏低，移民傾向尤甚。其次，勞動(dòng)要素轉(zhuǎn)移還取決于勞動(dòng)者擁有的數(shù)量。在一個(gè)勞動(dòng)資源相對(duì)過(guò)剩的國(guó)家，很容易引發(fā)向勞動(dòng)資源稀缺的國(guó)家移民的動(dòng)因。當(dāng)然，國(guó)際投資也會(huì)引起發(fā)達(dá)國(guó)家向發(fā)展中國(guó)家的勞動(dòng)要素轉(zhuǎn)移，但畢竟屬于少量，而且大多是伴隨著技術(shù)引進(jìn)，隨同設(shè)備和資金的技術(shù)人員配套轉(zhuǎn)移。而且，這種轉(zhuǎn)移大多帶有臨時(shí)性質(zhì)。一旦投資項(xiàng)目完成，隨行技術(shù)人員又會(huì)回歸本土。

國(guó)際投資實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移的微觀載體是跨國(guó)企業(yè)。投資的始初動(dòng)機(jī)是以謀求利潤(rùn)最大化為目的生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)。建立跨國(guó)企業(yè)伊始是資本運(yùn)營(yíng)，購(gòu)進(jìn)設(shè)備和技術(shù)，又實(shí)現(xiàn)了物質(zhì)生產(chǎn)要素的轉(zhuǎn)移，招聘經(jīng)營(yíng)人員和企業(yè)員工，又實(shí)現(xiàn)了勞動(dòng)要素轉(zhuǎn)移?？梢?jiàn)，國(guó)際投資是生產(chǎn)要素跨國(guó)移動(dòng)的第一推動(dòng)力，跨國(guó)企業(yè)的規(guī)模和數(shù)量是鑒定生產(chǎn)要素移動(dòng)的基本尺度。

生產(chǎn)要素跨國(guó)移動(dòng)有兩大效應(yīng)：

摘要通過(guò)油菜“3414”田間試驗(yàn)結(jié)果，建立了氮磷鉀三元二次綜合效應(yīng)及一元二次效應(yīng)模型。兩效應(yīng)模型方程的相關(guān)系數(shù)、復(fù)測(cè)定系數(shù)顯著，表明該方程用于類似肥力類型土壤油菜施肥量的推薦可靠。根據(jù)當(dāng)?shù)胤柿霞爱a(chǎn)品價(jià)格，三元二次方程推薦的最佳施肥量為：純氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化鉀1.34kg/667m2，最佳產(chǎn)量182.85kg/667m2；一元二次方程推薦的最佳施肥量為純氮15.8kg/667m2、五氧化二磷7.2kg/667m2、氧化鉀3.4kg/667m2，最佳產(chǎn)量187.7~191.5kg/667m2，氮磷鉀比為1.00:0.45:0.22。

關(guān)鍵詞“3414”；油菜；肥效試驗(yàn)；施肥模型；安徽黟縣

為探索黟縣主要土壤類型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，進(jìn)行了“3414”肥效試驗(yàn)[1-2]，現(xiàn)將結(jié)果總結(jié)如下。

1材料與方法

1.1試驗(yàn)概況

試驗(yàn)設(shè)在黟縣農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣所農(nóng)戶承包田位于東經(jīng)117°53′51.57″，北緯29°54′29.01″，海拔194m，為近代山河沖積物發(fā)育的潴育型水稻土。該田塊土層較厚，質(zhì)地中壤，灌排良好，土壤有機(jī)質(zhì)36.82g/kg，pH值5.5，堿解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效鉀（K）72mg/kg。主要為油、稻連作，前茬水稻常年單產(chǎn)550kg/667m2左右。供試作物為雜交油菜品種豐油9號(hào)。供試肥料：山東省滕州化工廠生產(chǎn)的尿素（含N46%）；銅官山化工總廠生產(chǎn)的普通過(guò)磷酸鈣（含P2O512%）及進(jìn)口氯化鉀（含K2O60%）。

一、幽默廣告的傳播效應(yīng)

幽默廣告獨(dú)特的美學(xué)特征和審美價(jià)值，能促進(jìn)廣告信息的傳播。

1.幽默廣告符合當(dāng)代人的心理需要。當(dāng)今時(shí)代的設(shè)計(jì)，已擺脫傳統(tǒng)單一思維的束縛向多元化的溝通發(fā)展，并喚起受眾的參與和介入，其新穎而多樣化的表現(xiàn)方法，體現(xiàn)了當(dāng)代設(shè)計(jì)求新、求異、求奇的設(shè)計(jì)理念，是變化的、富于人性的設(shè)計(jì)風(fēng)格。幽默廣告反映出當(dāng)今時(shí)代的設(shè)計(jì)特征，其最大的特點(diǎn)是娛樂(lè)性，與當(dāng)代文化的大眾化趨勢(shì)相一致。因?yàn)樯鐣?huì)的競(jìng)爭(zhēng)壓力越來(lái)越大，幽默就是最好的精神調(diào)節(jié)劑，它可以減少人們的壓抑與憂慮，給人一種輕松愉快的感覺(jué)。幽默廣告將深層寓意包含在風(fēng)趣、機(jī)智和戲謔中，使人們?cè)谳p松愉悅的精神享受中不知不覺(jué)地接受對(duì)方觀點(diǎn)。

2.幽默能淡化廣告的直接功利印象。創(chuàng)造幽默，從美學(xué)上講，最基本的前提是使心靈擺脫與事物間的功利關(guān)系，盡可能地使心靈處于審美觀照和自由的狀態(tài)。商品交易的功利性讓消費(fèi)者容易產(chǎn)生一種抵抗、懷疑的情緒，幽默廣告將創(chuàng)意主體的敏銳和巧思通過(guò)輕松詼諧的情節(jié)表現(xiàn)出來(lái)，使廣告充滿了濃郁的感情色彩和藝術(shù)的美感，從而淡化了廣告的直接功利印象，讓人們?cè)谒囆g(shù)的感染和享受中潛移默化地接受廣告的信息，達(dá)到自然傳播的默契。

3.幽默廣告能加深受眾印象、形成記憶識(shí)別。消費(fèi)者購(gòu)買心理的全過(guò)程，是廣告創(chuàng)作的基本原則之一。1898年，由美國(guó)E.S.劉易斯最先提出AIDMA原則，其含義為：A(Attention)引起注意；I(Interest)產(chǎn)生興趣；D(Desire)培養(yǎng)欲望；M(Memory)形成記憶；A(Action)促成行動(dòng)。也就是說(shuō)，在廣告創(chuàng)作中必須有意識(shí)地貫徹引人注目的信息，使人產(chǎn)生購(gòu)買欲望，并形成記憶，最終轉(zhuǎn)變?yōu)橘?gòu)買行動(dòng)的原則，這樣才能創(chuàng)作出最有效的廣告。幽默廣告的戲劇性、故事性很強(qiáng)，能有效地吸引消費(fèi)大眾對(duì)廣告的注意力，誘發(fā)他們的購(gòu)買欲望。

4．幽默能提升廣告的品位。在黑格爾的美學(xué)體系中，他認(rèn)為幽默是創(chuàng)作主體的一種才能，是用智慧使客觀內(nèi)容達(dá)到充分的主觀性的表現(xiàn)，并有豐富而深刻的精神基礎(chǔ)的美感特征。幽默廣告是智慧的結(jié)晶，它具有的藝術(shù)性、情趣性和思想性體現(xiàn)出事物底蘊(yùn)的深刻積淀。幽默廣告運(yùn)用詼諧幽默的語(yǔ)言以及經(jīng)過(guò)藝術(shù)處理的富有感染力的形象，創(chuàng)造出某種夸張的、具有戲劇性的故事情節(jié)，使廣告成為一種高品位的藝術(shù)作品，從而能使受眾得到美的享受。同時(shí)，幽默廣告還必須服從于整體營(yíng)銷策略，應(yīng)該為商品樹(shù)立積極向上的形象。

摘要：運(yùn)用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，對(duì)我國(guó)財(cái)政政策與實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量之間的影響關(guān)系進(jìn)行分析，我們發(fā)現(xiàn)：財(cái)政政策變量與實(shí)際GDP、私人投資存在顯著的協(xié)整關(guān)系，而且財(cái)政支出對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)在長(zhǎng)期均衡關(guān)系上呈顯著的正向影響。而動(dòng)態(tài)分析則表明，財(cái)政支出對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)、私人投資影響顯著，這意味著通過(guò)變動(dòng)財(cái)政政策對(duì)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)可以在短期內(nèi)收到明顯的成效。關(guān)鍵詞：財(cái)政政策沖擊，動(dòng)態(tài)效應(yīng)，私人投資，實(shí)際GDP一、引言從1998年以來(lái)，為了應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)、世界經(jīng)濟(jì)下滑以及國(guó)內(nèi)需求不足等問(wèn)題，我國(guó)政府連續(xù)5年實(shí)施了積極的財(cái)政政策，包括：連續(xù)發(fā)行長(zhǎng)期建設(shè)國(guó)債，大規(guī)模增加基礎(chǔ)設(shè)施投資；調(diào)整收入分配政策，擴(kuò)大消費(fèi)需求；擴(kuò)大政府采購(gòu)規(guī)模；調(diào)整稅收政策和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)和擴(kuò)大投資、消費(fèi)和出口。這些政策的實(shí)施對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了積極的效應(yīng)。但是，關(guān)于積極財(cái)政政策效果的討論一直沒(méi)有停止過(guò)，中國(guó)社科院財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)研究所課題組的研究表明，積極財(cái)政政策的實(shí)施對(duì)投資、消費(fèi)和出口等方面都有明顯的拉動(dòng)效應(yīng)，還有一些學(xué)者的究表明，積極財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅沒(méi)有發(fā)生擠出效應(yīng)，而且有擠入效應(yīng)；但另外一些學(xué)者從債務(wù)的可持續(xù)性以及財(cái)政的穩(wěn)定性出發(fā)，指出過(guò)度積極財(cái)政政策的實(shí)施會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)定和增長(zhǎng)構(gòu)成威脅。對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們認(rèn)為把宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)看成是一個(gè)動(dòng)態(tài)的、隨機(jī)性系統(tǒng)的觀點(diǎn)是十分有益的，它是現(xiàn)在和過(guò)去各種沖擊的反應(yīng)，因此，按照這個(gè)觀點(diǎn)，向量自回歸(VAR)模型自然也就成為一個(gè)非常合適的實(shí)證分析工具。一些學(xué)者的調(diào)查表明，用VAR模型分析宏觀經(jīng)濟(jì)政策沖擊在國(guó)際上是一個(gè)相當(dāng)有價(jià)值的方法，并且也取得了豐富的研究結(jié)果。鑒于此，本文利用向量自回歸模型(VAR)和基于VAR模型的協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等計(jì)量方法對(duì)財(cái)政政策沖擊動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行了分析。我們主要關(guān)注兩個(gè)問(wèn)題：一是財(cái)政政策變量與實(shí)際經(jīng)濟(jì)、私人投資等的長(zhǎng)期關(guān)系；二是財(cái)政政策沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。這兩個(gè)問(wèn)題的研究，無(wú)論是對(duì)于政策實(shí)施效果的把握還是對(duì)政策目標(biāo)的及時(shí)調(diào)整均有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。二、財(cái)政政策效應(yīng)的理論分析財(cái)政政策效應(yīng)的理論分析可以概括為對(duì)凱恩斯主義和非凱恩斯主義政策含義的闡述。凱恩斯主義認(rèn)為經(jīng)濟(jì)在達(dá)到充分就業(yè)水平前，總供給曲線是向上傾斜的，而在充分就業(yè)水平時(shí)，總供給曲線則是垂直的。在凱恩斯看來(lái)，不穩(wěn)定性是資本主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)所固有的，經(jīng)濟(jì)低于充分就業(yè)的狀態(tài)可能持續(xù)相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)間。因此，凱恩斯認(rèn)為以相機(jī)抉擇的財(cái)政政策和貨幣政策為手段的政府干預(yù)，能夠使這種總體不穩(wěn)定性得到糾正，并使經(jīng)濟(jì)在充分就業(yè)水平上保持穩(wěn)定。在凱恩斯的財(cái)政政策理論中，政府支出和稅收是兩個(gè)主要的政策手段。關(guān)于政府支出對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效果，凱恩斯主義以消費(fèi)函數(shù)加以說(shuō)明，認(rèn)為當(dāng)期消費(fèi)決定于當(dāng)期收入，這樣，政府支出的增加將導(dǎo)致居民收入的增加，收入增加又導(dǎo)致消費(fèi)增加，而消費(fèi)增加將再次導(dǎo)致收入的增加，因此，一次財(cái)政支出的增加將使收入呈倍數(shù)增加，即乘數(shù)效應(yīng)。乘數(shù)的大小取決于居民的邊際消費(fèi)傾向、宏觀稅率、邊際進(jìn)口傾向。貨幣主義認(rèn)為經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性是固有的，當(dāng)經(jīng)濟(jì)受到某種干擾后會(huì)很快恢復(fù)到處于自然失業(yè)率水平的長(zhǎng)期均衡，正統(tǒng)的貨幣主義者對(duì)積極的穩(wěn)定政策提出質(zhì)疑。弗里德曼(1957)的持久收入假說(shuō)對(duì)稅收變化對(duì)刺激需求的作用提出了質(zhì)疑，認(rèn)為消費(fèi)依賴于持久的收入，而不是暫時(shí)的收入，由于稅收變化并不影響持久收入，因而至多只有微弱的乘數(shù)效應(yīng)。因此，在弗里德曼看來(lái)，財(cái)政政策只在短期內(nèi)能夠影響產(chǎn)量和就業(yè)，但就長(zhǎng)期而言，財(cái)政擴(kuò)張不過(guò)代替和擠出了某些私人部門的投資，實(shí)際收人仍保持不變的自然率水平上。70年代新古典主義者發(fā)動(dòng)了“理性預(yù)期革命”，他們的財(cái)政政策含義是，財(cái)政赤字的擴(kuò)大，政府將來(lái)必然會(huì)增加稅收，彌補(bǔ)赤字。如果民間經(jīng)濟(jì)主體是理性的，并且信息是完全的，消費(fèi)者就會(huì)抑止當(dāng)前的消費(fèi)，將收入儲(chǔ)蓄起來(lái)，留到將來(lái)政府增加稅收時(shí)用來(lái)交稅，消費(fèi)者這種理性的行為將降低財(cái)政政策的效果。從上面的分析可以看出，凱恩斯主義者對(duì)積極財(cái)政政策效應(yīng)持的是肯定態(tài)度，而非凱恩斯主義雖然承認(rèn)財(cái)政政策具有短期效應(yīng)，但對(duì)長(zhǎng)前效應(yīng)卻持有否定的觀點(diǎn)，尤其是貨幣主義認(rèn)為長(zhǎng)期上財(cái)政擴(kuò)張不過(guò)是擠出了私人部門的投資。顯然這些不同的政策主張只能通過(guò)實(shí)證分析來(lái)加以檢驗(yàn)。三、我國(guó)財(cái)政政策沖擊效應(yīng)的動(dòng)態(tài)分析我們選擇四個(gè)變量：實(shí)際GDP(用符號(hào)Yt表示)、財(cái)政支出(GIt)、宏觀稅收(Tt)和私人投資(PIt)。其中宏觀稅收(Tt)用各種稅收總額作為變量，私人投資(PIt)用按投資資金來(lái)源分類的統(tǒng)計(jì)報(bào)表中自籌資金、企事業(yè)單位自有資金、銀行貸款、債券和其它來(lái)源資金合計(jì)作為變量。這些變量均采用季度時(shí)間序列，樣本范圍為1998年第1季度到2003年第4季度，樣本數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家信息中心的數(shù)據(jù)中心網(wǎng)站和《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》，部分?jǐn)?shù)據(jù)是通過(guò)把月度數(shù)據(jù)折算為季度數(shù)據(jù)得到的。這里只用了6年24個(gè)季度數(shù)據(jù)，主要是受限于投資資金來(lái)源的詳細(xì)月度數(shù)據(jù)在統(tǒng)計(jì)報(bào)表中僅從1998年開(kāi)始的，而沖擊反應(yīng)分析不宜用年度數(shù)據(jù)的結(jié)果。上述各序列均采用X11季節(jié)調(diào)整程序進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，并進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。1．單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)由于VAR模型的分析結(jié)果嚴(yán)格依賴于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)為白噪聲序列這一假設(shè)條件，因此，我們首先必須對(duì)各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。并且，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)我們也可以對(duì)所考察變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行研究，這也是本文的目的之一。表1給出了單位根檢驗(yàn)的ADF統(tǒng)計(jì)量、PP統(tǒng)計(jì)量和1%水平的臨界值，根據(jù)表1的結(jié)果可知，在1%的顯著水平下，4個(gè)時(shí)間序列均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，因此，這4個(gè)變量在水平值上都是非平穩(wěn)的，我們繼續(xù)對(duì)這4個(gè)時(shí)間序列的1階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)這4個(gè)變量都是差分平穩(wěn)的(檢驗(yàn)結(jié)果略)。因此，可以判斷所考察的4個(gè)時(shí)間序列都是1階單整的。下面我們對(duì)這4個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，設(shè)四維隨機(jī)向量為：Xt=(Yt，GIt,Tt，PIt)''''，它的P階VAR模型為：其中εSt是無(wú)序列相關(guān)的殘差序列，T是樣本容量?？梢詫⑸鲜瞿Ｐ捅硎緸椋喝绻鲜瞿Ｐ椭芯仃嚒鞘墙抵鹊?，即0<rank(∏)=r<4，則稱向量Xt的各個(gè)分量之間是協(xié)整的，這時(shí)存在列滿秩矩陣α4×r，和β4×r，使得∏=α4×rβ4×r''''。這時(shí)稱民：，矩陣的每一列為協(xié)整向量，即它們作為系數(shù)可以使得p，x是平穩(wěn)的。我們利用基于VAR模型的Johansen特征根檢驗(yàn)判斷隨機(jī)序列之間的協(xié)整性，并且獲得顯著性最高的協(xié)整組合。表2給出了變量Yt，GIt，Tt，PIt的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(僅給出了第一、第二大特征根)。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在1%的顯著水平下協(xié)整秩為1，即存在一個(gè)顯著的協(xié)整向量，將協(xié)整向量標(biāo)準(zhǔn)化(取第一個(gè)分量為單位1)后，可以得到如下協(xié)整關(guān)系：其中協(xié)整系數(shù)下面括號(hào)內(nèi)數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差，ut為平穩(wěn)時(shí)間序列。由于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的協(xié)整關(guān)系不僅可以有效地解決利用非平穩(wěn)時(shí)間序列建立模型所有可能產(chǎn)生的偽回歸問(wèn)題，而且它一般具有明顯的經(jīng)濟(jì)含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢(shì)，具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，因此，我們可以利用協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)判斷變量Yt，GIt，Tt，PIt之間長(zhǎng)期的關(guān)系。上述4個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1%顯著水平下，變量之間存在著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，這意味著實(shí)際GDP、財(cái)政支出、私人投資及宏觀稅收之間存在長(zhǎng)期的相互作用關(guān)系。財(cái)政支出與實(shí)際GDP成正向變動(dòng)，而且參數(shù)顯著，說(shuō)明擴(kuò)張性的財(cái)政支出對(duì)促進(jìn)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)較為有效，同樣私人投資也與實(shí)際GDP成正方向變化，而且相對(duì)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效應(yīng)更有效，而稅收和實(shí)際GDP成反方向變動(dòng)，但參數(shù)不顯著，這說(shuō)明稅收的變化對(duì)實(shí)際GDP的影響不明顯。自從1998年以來(lái)我國(guó)的財(cái)政支出一直呈上升趨勢(shì)，從上述的協(xié)整關(guān)系可以看出，這一政策的實(shí)施對(duì)解決國(guó)內(nèi)需求不足的問(wèn)題是能夠得到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)支持的。但我們也發(fā)現(xiàn)，自1998年開(kāi)始，宏觀稅率也一直呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，即宏觀稅收相對(duì)于GDP上升速度更快，這必然會(huì)對(duì)積極財(cái)政政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)帶來(lái)一定的負(fù)面影響，不過(guò)從上述檢驗(yàn)的結(jié)果看，這種影響不會(huì)很大。以上的長(zhǎng)期均衡關(guān)系檢驗(yàn)僅是本文目的之一，下面我們對(duì)財(cái)政支出沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行分析，所采用的模型是基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解技術(shù)。2．財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動(dòng)項(xiàng)上加上一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。對(duì)一個(gè)變量的沖擊直接影響到這個(gè)變量的本身，并且通過(guò)VAR模型的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其它所有的內(nèi)生變量。由方程(1)得到的向量移動(dòng)平均模型(VMA)為：其中Ψp=(Ψp,ij，為系數(shù)矩陣，p=0，1，…。則對(duì)yj的脈沖引起的yi的響應(yīng)函數(shù)為：Ψ0,ij，Ψ1,ij，Ψ2,ij，…。下面我們分別給財(cái)政政策變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)(單位：季度)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，代表了財(cái)政政策沖擊造成的反應(yīng)。圖中的實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值隨時(shí)間的變化路徑，兩側(cè)虛線為響應(yīng)函數(shù)值加、減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。由于稅收沖擊對(duì)實(shí)際GDP影響較弱，脈沖響應(yīng)函數(shù)值在橫軸附近輕微波動(dòng)，因此這里我們只給出財(cái)政支出沖擊對(duì)實(shí)際GDP、私人投資影響的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。[1][2][][]圖1是對(duì)財(cái)政支出的沖擊引起的實(shí)際GDP變化的響應(yīng)函數(shù)。從圖1中可以看出，當(dāng)本期給財(cái)政支出一個(gè)沖擊后，實(shí)際GDP在前3期增長(zhǎng)較快。這主要是因?yàn)樵趪?guó)民收入核算(SNA)的支出法中，投資是國(guó)民收入的一個(gè)主要部分的結(jié)果，由第3期到第4期開(kāi)始快速回落，然后再緩慢上升，到第7期達(dá)到最大，并且呈現(xiàn)出長(zhǎng)久效應(yīng)的特征。這段時(shí)期的效應(yīng)應(yīng)該是財(cái)政支出對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)效應(yīng)的真實(shí)體現(xiàn)，同時(shí)也說(shuō)明了以基礎(chǔ)設(shè)施投資為主的財(cái)政支出存在滯后效應(yīng)?？傊?，在通貨緊縮時(shí)期，通過(guò)連續(xù)地給財(cái)政支出沖擊對(duì)解決內(nèi)需不足和促進(jìn)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是能夠得到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)支持的。圖2是由財(cái)政支出的沖擊引起的私人投資變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。從2中可見(jiàn)，當(dāng)給財(cái)政支出一個(gè)沖擊后，在私人投資水平在前兩期呈下降特征，尤其是從本期開(kāi)始到第2期呈快速下降，然后開(kāi)始逐漸回升，到第5期到達(dá)最大值，然后逐漸回落，到第8期后又開(kāi)始微微上升。對(duì)于上述現(xiàn)象，我們認(rèn)為，短期的擠出效應(yīng)是由于政府在向企業(yè)、居民和商業(yè)銀行借款來(lái)實(shí)行擴(kuò)張性政策時(shí)，增加借貸資金需求同私人部門資金競(jìng)爭(zhēng)，從而導(dǎo)致了短期私人投資水平的下降結(jié)果。但是，由于我國(guó)近些年來(lái)的財(cái)政支出的重點(diǎn)是加大對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施的投資，在國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展較快時(shí)，如果基礎(chǔ)設(shè)施跟不上經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求，它就會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成“瓶頸”制約，此時(shí)加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅可以改善投資環(huán)境，降低私人部門的投資成本，刺激私人投資。同時(shí)政府在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資還會(huì)對(duì)與之關(guān)聯(lián)的鋼鐵、水泥、建材和部分機(jī)械制造業(yè)帶來(lái)輻射效應(yīng)，從而形成新的、有利的投資機(jī)會(huì)，這也會(huì)引致私人部門投資。當(dāng)政府投資對(duì)私人部門投資的這種拉動(dòng)效應(yīng)大于因政府投資導(dǎo)致利率上升的擠出效應(yīng)時(shí)，它就會(huì)在經(jīng)濟(jì)中綜合地表現(xiàn)為對(duì)私人投資的擠入效應(yīng)。因此，我們從圖2看到從第3期到第8期財(cái)政支出沖擊對(duì)私人投資具有明顯的拉動(dòng)效應(yīng)。3．各變量對(duì)實(shí)際GDP和私人投資貢獻(xiàn)率分析下面我們利用方差分解技術(shù)來(lái)分析各種沖擊對(duì)實(shí)際GDP和私人投資的貢獻(xiàn)率。方差分解是Sims于1980年提出的一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)變量的沖擊效果，而方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差(MeanSquareError)分解成各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)。通過(guò)將一個(gè)變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機(jī)沖擊所做的貢獻(xiàn)，然后計(jì)算出每一個(gè)變量沖擊的貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比例，可以了解不同變量的相對(duì)重要性。方差分解模型為：其中，Ψa,ij是脈沖響應(yīng)函數(shù)σij，是白噪聲序列第j個(gè)分量的標(biāo)準(zhǔn)差，yit是自回歸向量的第i個(gè)分量，RVCij(S)表示第j個(gè)分量對(duì)第i個(gè)分量的方差貢獻(xiàn)率。方差貢獻(xiàn)率大小的經(jīng)濟(jì)含義是，如果RVCij(S)較大則意味著第j個(gè)分量對(duì)第i個(gè)分量影響較大；反之則反是。下面我們分別給出了各變量對(duì)實(shí)際GDP和私人投資的貢獻(xiàn)率的合成圖。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：季度)，縱軸表示對(duì)應(yīng)于不同滯后期各變量的貢獻(xiàn)率。我們首先給出了各變量對(duì)實(shí)際GDP貢獻(xiàn)率的合成圖3，從中可以看出，如果不考慮實(shí)際GDP自身的貢獻(xiàn)率(自我累加效應(yīng))，則私人投資對(duì)實(shí)際GDP的方差貢獻(xiàn)率最大，而財(cái)政支出和稅收的貢獻(xiàn)率則較小，這個(gè)結(jié)果和我們的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果基本相同。說(shuō)明私人投資對(duì)實(shí)際GDP拉動(dòng)效應(yīng)較財(cái)政支出對(duì)實(shí)際GDP直接的乘數(shù)效應(yīng)要大得多，這也預(yù)示著財(cái)政支出政策的制定必須考慮對(duì)私人投資的間接影響，而不僅僅是財(cái)政支出自身對(duì)實(shí)際GDP的直接影響，這是把握財(cái)政政策效應(yīng)的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。下面我們進(jìn)一步分析各變量對(duì)私人投資方差貢獻(xiàn)率，在圖4中，如果不考慮私人投資自身的貢獻(xiàn)率，我們會(huì)發(fā)現(xiàn)對(duì)私人投資影響最大的是實(shí)際GDP，對(duì)這一點(diǎn)不難理解，即投資取決于收入。除此之外，宏觀稅收對(duì)私人投資影響比財(cái)政支出影響作用大。因此，通過(guò)上述方差分解分析，我們得到兩點(diǎn)啟示：1、考察財(cái)政政策效應(yīng)的關(guān)鍵是看對(duì)私人投資的影響，這也預(yù)示著財(cái)政政策的制定必須首先著眼于對(duì)私人投資的效應(yīng)；2、私人投資對(duì)宏觀稅收的敏感程度要相對(duì)高于對(duì)財(cái)政支出的敏感程度，這也是在政策制定時(shí)必須注意的一個(gè)問(wèn)題。四、實(shí)證檢驗(yàn)的基本結(jié)論通過(guò)季度時(shí)間序列，利用基于VAR模型的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，對(duì)我國(guó)財(cái)政政策與實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和動(dòng)態(tài)影響進(jìn)行了分析，得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：首先，我們發(fā)現(xiàn)在實(shí)際GDP、財(cái)政支出、私人投資和宏觀稅收之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，其中財(cái)政支出和私人投資均對(duì)實(shí)際GDP具有顯著的正向影響，這和凱恩斯主義理論相吻合。但從長(zhǎng)期看，宏觀稅收對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的影響不顯著，這一點(diǎn)和非凱恩斯主義觀點(diǎn)相一致。因此，通過(guò)調(diào)整財(cái)政支出來(lái)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)的政策能夠得到統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)支持。其次，脈沖響應(yīng)分析表明，擴(kuò)張性的財(cái)政支出對(duì)于拉動(dòng)實(shí)際經(jīng)濟(jì)具有明顯的長(zhǎng)久效應(yīng)，但對(duì)私人投資在短期內(nèi)具有擠出效應(yīng)，這正是政府在向企業(yè)、居民和商業(yè)銀行借款來(lái)實(shí)行擴(kuò)張性政策時(shí)，增加借貸資金需求同私人部門資金競(jìng)爭(zhēng)，從而導(dǎo)致了短期私人投資水平的下降直接體現(xiàn)。但是從長(zhǎng)期均衡關(guān)系上看，財(cái)政支出對(duì)私人投資則具有拉動(dòng)響應(yīng)，這是政府以基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域?yàn)橹攸c(diǎn)進(jìn)行投資引致的私人投資增加與利率上升導(dǎo)致對(duì)私人投資擠出兩種效應(yīng)的綜合效應(yīng)。第三，通過(guò)對(duì)各變量對(duì)實(shí)際GDP和私人投資重要程度分析的表明，相對(duì)于財(cái)政支出，私人投資對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的影響作用更大，而私人投資對(duì)宏觀稅收的敏感性要強(qiáng)于對(duì)財(cái)政支出。最后，根據(jù)本文的檢驗(yàn)結(jié)論，針對(duì)目前我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)局部過(guò)熱問(wèn)題，政府通過(guò)調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、減少部分基礎(chǔ)設(shè)施投入等宏觀調(diào)整政策是有理論根據(jù)的，而且在短期內(nèi)(2—3個(gè)季度)應(yīng)該有明顯成效。但是由于財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)相對(duì)于私人投資對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)小，因此，在由積極財(cái)政政策向穩(wěn)健財(cái)政政策轉(zhuǎn)變過(guò)程中，必須關(guān)注財(cái)政政策對(duì)私人投資的間接影響，而不是僅僅關(guān)注財(cái)政政策自身對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的直接影響。除此之外，財(cái)政政策的調(diào)整還必須注意，由于我國(guó)幅員遼闊，各區(qū)域在基礎(chǔ)設(shè)施存量上的差異，財(cái)政政策效應(yīng)本身又存在區(qū)域非均衡特征，因此，在財(cái)政政策的調(diào)整上，不僅在各行業(yè)上應(yīng)該區(qū)別對(duì)待，實(shí)行“有保有壓”，而且在地區(qū)上也應(yīng)該實(shí)行“有保有壓”的財(cái)政政策，這樣才能保證政府提出的由積極財(cái)政政策向穩(wěn)健財(cái)政政策轉(zhuǎn)變的順利實(shí)現(xiàn)。

摘要通過(guò)油菜“3414”田間試驗(yàn)結(jié)果，建立了氮磷鉀三元二次綜合效應(yīng)及一元二次效應(yīng)模型。兩效應(yīng)模型方程的相關(guān)系數(shù)、復(fù)測(cè)定系數(shù)顯著，表明該方程用于類似肥力類型土壤油菜施肥量的推薦可靠。根據(jù)當(dāng)?shù)胤柿霞爱a(chǎn)品價(jià)格，三元二次方程推薦的最佳施肥量為：純氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化鉀1.34kg/667m2，最佳產(chǎn)量182.85kg/667m2；一元二次方程推薦的最佳施肥量為純氮15.8kg/667m2、五氧化二磷7.2kg/667m2、氧化鉀3.4kg/667m2，最佳產(chǎn)量187.7~191.5kg/667m2，氮磷鉀比為1.00:0.45:0.22。

關(guān)鍵詞“3414”；油菜；肥效試驗(yàn)；施肥模型；安徽黟縣

為探索黟縣主要土壤類型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，進(jìn)行了“3414”肥效試驗(yàn)[1-2]，現(xiàn)將結(jié)果總結(jié)如下。

1材料與方法

1.1試驗(yàn)概況

試驗(yàn)設(shè)在黟縣農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣所農(nóng)戶承包田位于東經(jīng)117°53′51.57″，北緯29°54′29.01″，海拔194m，為近代山河沖積物發(fā)育的潴育型水稻土。該田塊土層較厚，質(zhì)地中壤，灌排良好，土壤有機(jī)質(zhì)36.82g/kg，pH值5.5，堿解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效鉀（K）72mg/kg。主要為油、稻連作，前茬水稻常年單產(chǎn)550kg/667m2左右。供試作物為雜交油菜品種豐油9號(hào)。供試肥料：山東省滕州化工廠生產(chǎn)的尿素（含N46%）；銅官山化工總廠生產(chǎn)的普通過(guò)磷酸鈣（含P2O512%）及進(jìn)口氯化鉀（含K2O60%）。

種質(zhì)資源是玉米育種的物質(zhì)基礎(chǔ)，長(zhǎng)期以來(lái)育種家對(duì)現(xiàn)有種質(zhì)資源做了大量研究，選育了不少優(yōu)良品種，為玉米生產(chǎn)發(fā)展做出巨大貢獻(xiàn)。目前，我國(guó)仍存在育種用種質(zhì)基礎(chǔ)狹窄問(wèn)題，改良、創(chuàng)新和拓展種質(zhì)資源仍然是當(dāng)前玉米育種的主要方向［1～5］。理論和實(shí)踐證明［6～10］，輻射誘變育種是一種有效拓展玉米種質(zhì)基礎(chǔ)的途徑。誘變產(chǎn)生的突變率是自然突變率的100～1000倍，可導(dǎo)致基因突變、染色體結(jié)構(gòu)和數(shù)目的變異及細(xì)胞質(zhì)突變(葉綠體、線粒體等)，篩選出自然界尚未出現(xiàn)和很難出現(xiàn)的基因型［11］。強(qiáng)化輻射誘變技術(shù)的利用有望突破玉米育種瓶頸，選育出更加優(yōu)良的玉米自交系和雜交種。玉米自交系R08和48－2是四川農(nóng)業(yè)大學(xué)玉米研究所選育的近年在生產(chǎn)上利用廣泛的優(yōu)良骨干自交系，組配了川單14號(hào)、正紅2號(hào)等十多個(gè)優(yōu)良雜交種，為西南地區(qū)玉米生產(chǎn)發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)。育種實(shí)踐證明，這2個(gè)玉米自交系具有優(yōu)良的遺傳基礎(chǔ)，為此，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)學(xué)院利用60Coγ射線處理R08和48－2風(fēng)干種子，以期從中選育具有利用價(jià)值的新系，目前已育成101份新誘變自交系［12］。本研究以部分誘變系為材料，對(duì)誘變系主要農(nóng)藝經(jīng)濟(jì)性狀的配合力進(jìn)行比較研究，進(jìn)而評(píng)價(jià)這些新選系的育種利用潛力，為誘變系的進(jìn)一步改良和利用提供理論依據(jù)。

1材料與方法

1.1供試材料

被測(cè)系P2分2組共24份材料，R08組以R08及其9份誘變系，48－2組以48－2及其13份誘變系，誘變系是在四川省原子核應(yīng)用技術(shù)研究所經(jīng)150、200和250Gy3個(gè)劑量的60Coγ射線輻照處理R08和48－2種子后，由四川農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)學(xué)院連續(xù)自交3代選育得到的M4選系。以生產(chǎn)上廣泛利用的玉米骨干自交系P178、鄭58、156、K169、K318、21－ES、昌7－2、698－3、K305為共同測(cè)驗(yàn)種P1(R08組的測(cè)驗(yàn)種不包括自交系156)。R08誘變系編號(hào)分別為11至19，48－2誘變系編號(hào)分別為21至33。

1.2試驗(yàn)方法

2008年冬季按不完全雙列雜交設(shè)計(jì)，分別組配80個(gè)(即8×10)R08組和126個(gè)(即9×14)48－2組雜交組合。2009年春季分別種植R08組和48－2組F1雜交組合，2組試驗(yàn)獨(dú)立進(jìn)行，均采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，3次重復(fù)，單行區(qū)，行長(zhǎng)3.5m，行距0.8m，窩距0.5m，每行7窩，每窩定苗2株，種植密度49500株/hm2，施肥與田間管理同大田生產(chǎn)。參照國(guó)家玉米區(qū)域試驗(yàn)記載和測(cè)定標(biāo)準(zhǔn)，每小區(qū)選中間10株進(jìn)行田間調(diào)查和室內(nèi)考種。田間考查性狀:吐絲期(d)、株高(cm)、穗位高(cm)，室內(nèi)考種性狀:穗長(zhǎng)(cm)、穗粗(cm)、禿尖長(zhǎng)(cm)、穗行數(shù)、行粒數(shù)、粒深(cm)、百粒重(g)，出籽率(%)和單株產(chǎn)量(g)。

1前言

近年，系列位置效應(yīng)研究又成為記憶研究的熱門話題。這與近因向首因效應(yīng)轉(zhuǎn)換的發(fā)現(xiàn)有關(guān)。近因向首因效應(yīng)的轉(zhuǎn)換是指隨學(xué)習(xí)和測(cè)驗(yàn)時(shí)間間隔的增加對(duì)項(xiàng)目表中前面項(xiàng)目的記憶改進(jìn)，而對(duì)后面項(xiàng)目的記憶變差。最早由Wright等人（1985年）提出。涉及的刺激材料有圖形和詞句；此現(xiàn)象不僅成人而且猴子、嬰兒也有報(bào)道；此外，在運(yùn)用探測(cè)項(xiàng)目是否識(shí)別的范式和運(yùn)用4擇1的系列位置確認(rèn)范式中都觀察到這種效應(yīng)（Cornell等，1983年、Neath,1993、Neath和Knoedler,1994、Wright,1998、Korsnes等，1996等）。因此，這種隨延緩的增加，近因效應(yīng)與首因效應(yīng)相對(duì)優(yōu)勢(shì)的變化被看成是獨(dú)立于刺激材料和范式的記憶的一個(gè)基本特征。

但是，Kerr等人(1998)發(fā)現(xiàn)運(yùn)用鑒別范式的研究中反應(yīng)頻率的分布存在明顯偏差。0s保持間隔被試反應(yīng)偏向最后面的系列位置，10s保持間隔反應(yīng)則偏向最前面的系列位置。當(dāng)反應(yīng)偏差糾正后，近因向首因轉(zhuǎn)換消失，從而提出是反應(yīng)偏差造成該現(xiàn)象，它不是潛在的記憶機(jī)制。

如果真是反應(yīng)偏差造成，那么在自由回憶范式中就不應(yīng)該有近因向首因轉(zhuǎn)換。假如這種效應(yīng)是獨(dú)立于刺激材料和范式的記憶的一個(gè)基本特征，那么在自由回憶的范式中也應(yīng)該有近因向首因轉(zhuǎn)換。因此本研究試圖探討自由回憶范式是否存在近因向首因轉(zhuǎn)換的現(xiàn)象。此外，對(duì)具有形音義結(jié)合體特征的漢字是否具有近因向首因轉(zhuǎn)換也是感興趣的問(wèn)題。由于這兩個(gè)變量都是以往研究中沒(méi)有涉及的，故在材料類型中也選用了英文大寫字母，便于對(duì)兩種變量加以區(qū)別。

2材料和方法

2.1實(shí)驗(yàn)1漢字自由回憶中近因效應(yīng)與首因效應(yīng)的轉(zhuǎn)換

摘要：在當(dāng)今社會(huì)中，無(wú)論是經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展，還是社會(huì)結(jié)構(gòu)的變革與適應(yīng)，都離不開(kāi)保險(xiǎn)業(yè)的作用。隨著市場(chǎng)的擴(kuò)大和人們思想觀念的轉(zhuǎn)變，保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、社會(huì)穩(wěn)定及協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)愈加明顯。文章從保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和社會(huì)效應(yīng)兩方面對(duì)山西保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的功能進(jìn)行了評(píng)述。

關(guān)鍵詞：保險(xiǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)社會(huì)效應(yīng)山西

在構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)的過(guò)程中保險(xiǎn)業(yè)大有作為。第一，發(fā)揮經(jīng)濟(jì)助推器的作用，通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)管理和損失補(bǔ)償，為人們的創(chuàng)新與發(fā)展提供有利支持，可以不斷增強(qiáng)全社會(huì)的創(chuàng)造活力。第二，發(fā)揮社會(huì)穩(wěn)定器的作用，通過(guò)養(yǎng)老和健康保障，保險(xiǎn)可以解決人們生活的后顧之憂，促進(jìn)社會(huì)的協(xié)調(diào)穩(wěn)定。

一、保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

1.經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)。保險(xiǎn)是分?jǐn)傄馔鈸p失的一種財(cái)務(wù)安排，通過(guò)向所有被保險(xiǎn)人收取保險(xiǎn)費(fèi)來(lái)補(bǔ)償少數(shù)被保險(xiǎn)人遭受的意外損失。因此，少數(shù)不幸的被保險(xiǎn)人的損失由包括受損者在內(nèi)的所有被保險(xiǎn)人分擔(dān)。作為一種集合和分散風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)制，隨著業(yè)務(wù)范圍的拓展和保險(xiǎn)經(jīng)營(yíng)技術(shù)的提高，經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償效應(yīng)將逐步得到充分發(fā)揮。

近年來(lái),自然災(zāi)害發(fā)生頻率較高，重大安全事故也時(shí)有發(fā)生，人民生命和財(cái)產(chǎn)多次遭受重大損失，保險(xiǎn)業(yè)義不容辭地?fù)?dān)負(fù)起了經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)闹厝危瑸闉?zāi)后重建、恢復(fù)生產(chǎn)貢獻(xiàn)了自己的力量。特別是在1998年特大洪災(zāi)和2003年非典、2005年禽流感及重大煤礦事故中,保險(xiǎn)業(yè)及時(shí)賠付，有效地恢復(fù)了生產(chǎn)和安定了人民生活。同時(shí)，越來(lái)越多的企業(yè)、個(gè)人把商業(yè)保險(xiǎn)作為養(yǎng)老、醫(yī)療保障和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)管理的重要手段。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2004年山西省保險(xiǎn)業(yè)支付各類賠款及給付保險(xiǎn)金達(dá)到19.7億元，2005年達(dá)到20.08億元，2006年達(dá)到25.27億元，2007年達(dá)到52.5億元。例如，2004年8月18日，大同合成橡膠集團(tuán)發(fā)生的特大爆炸事故，生產(chǎn)線遭受嚴(yán)重毀壞。人保財(cái)險(xiǎn)山西分公司接到報(bào)案迅速趕到現(xiàn)場(chǎng)。經(jīng)過(guò)初步查勘后，立即支付預(yù)付賠款400萬(wàn)元。并于2004年12月24日經(jīng)公估機(jī)構(gòu)里算后，向大同橡膠集團(tuán)支付賠款869.59萬(wàn)元，使該受災(zāi)單位迅速恢復(fù)生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)。2004年10月7日，山西運(yùn)城虹橋旅行社承辦的旅游團(tuán)發(fā)生嚴(yán)重車禍，造成3人死亡、8人重傷、12人輕傷的惡性事故，人保財(cái)險(xiǎn)山西分公司支付旅行社責(zé)任險(xiǎn)賠款125萬(wàn)元。2008年3月9日，陽(yáng)泉市平定縣山西海祥煤業(yè)有限公司井下發(fā)生了一起嚴(yán)重火災(zāi)事故，造成6名礦工窒息死亡。大地保險(xiǎn)陽(yáng)泉中心支公司接到報(bào)案后，加大理賠“綠色通道”的開(kāi)放力度，及時(shí)支付保險(xiǎn)賠款120萬(wàn)元。