统计学经验法则范文

发布时间：2023-11-09 16:29:00

导语：想要提升您的写作水平，创作出令人难忘的文章？我们精心为您整理的13篇统计学经验法则范例，将为您的写作提供有力的支持和灵感！

统计学经验法则

篇1

数据类型（分类定性数据、数值型定量数据；

截面数据、时间序列数据）

累积/频数分数（组数、组宽、组限、组中值）、累积/相对或百分数频数分布：组的相对频数=组频数/n

平均数：均值、加权平均数、几何平均数；

中位数：中间值Q2；

众数：次数最多的数；

百分位数：第P百分位数位置

Lp=P100

(n+1)

；

四分位数：Q1、Q2、Q3、Q4

五数概括法（MIN、Q1、Q2、Q3、MAX）

样本

总体

极差=最大值-最小值

四分位数间距

IQR=Q3-Q1

标准差系数=标准差/均值

偏度=nn-1

(n-2)

xi-xs3

数据分布的偏斜度：左偏（右偏），平均数在中位数左侧（右侧）

观察值个数

均值

x=xin

u=xiN

方差

标准差

s2=xi-x2(n-1)

Var=σ2=xi-u2N

篇2

应用型本科教育对于满足中国经济社会发展，对高层次应用型人才需要以及推进中国高等教育大众化进程起到了积极的促进作用。进入20世纪80年代以后，国际高教界逐渐形成了一股新的潮流，那就是普遍重视实践教学、强化应用型人才培养。因为人们已越来越清醒的认识到，实践教学是培养学生实践能力和创新能力的重要环节，也是提高学生社会职业素养和就业竞争力的重要途径。在应用型本科教育的形势下，高等数学课程应用性模式教学研究显得尤为重要。

在以应用型为目标的本科教育理念下，对高等数学课程的批评大多是缺少应用性。随着时代的发展，教学目标除了传统的目标，没有建立新形势下的教育目标；应采用什么样的教学方式、课程内容以及评价方式，提升学生的逻辑推理和问题解决能力，并对此能力的提升作出综合评价等。本文就下面提出的课程问题进行探讨。

一、高等数学课程存在的问题

1、在讲授数学课程时存在的问题是过于重视方法的训练，注重法则和过程的介绍，忽略数学本质及其实际价值。

2、教学中的许多例题、习题，多样性较差，具有实际应用背景的问题就更少，导致学生不会运用所学的知识对一些实际问题进行分析。评价的方法也存在问题，设计的考试题型仅仅是选择题、简答题，这样学生便会采取“死记硬背”的方法应付考试，学生的分析技能并未获得实质性的进步。

3、阐述问题的方式有四种，包括几何图形、数值规律、解析表达式和语言叙述。在传统的数学教学中，对于这四种方式并不是给予同等的重视对于解析表达式给予更多的重视，像数值规律、语言叙述很少涉及。

4、在教学中注重强调逻辑推理，既注重数字游戏和应用公式如何计算，很少结合不同的数学软件，例如绘图仪等，来帮助学生建立数学思维。

总之，传统的数学课程模式过于重视方法的训练而忽视了其他品格的养成；教学方式还是采用填鸭式讲授法，考试只注重事实性知识的记忆，缺少批判性思维的考查；课程内容设置使学生感受不到有助于提高分析问题和批判性思考能力的发展，学生在很大程度上不会使用数理推理的方式解决实际问题。

二、高等数学课程应用性教学的几点建议

1、注重数学思想及其实际应用价值

数学思想是数学课程教学的精髓。数学课程固然应该教会学生许多必要的结论，但绝不仅仅以教会定理、公式和计算程序、解题方法为目标，更重要的是让学生在学习这些结论的过程中获得数学思维。

例如，在讲解定积分时，曲边梯形的面积通过分割，近似代换，求和，取极限的积分思想而得到，学生也可以通过微积分基本公式求解定积分，介绍的应用大多是几何方面的应用，很少涉及其实际应用价值的介绍。

类似地，像利用积分的思想求函数在区间上的平均值，二元函数的的等值线图在天气图，地形图，某地区农作物受当地总降雨量和平均气温影响的产量等方面的应用。通过数学思想在实际应用中的案例介绍，有助于激发和培养学生将数学思想创新性的应用于自己的工作和生活中。

2、课程内容配置的应用性与启发性

在教学中，应借鉴国外优秀数学教材的内容编排，提升课程内容的应用性和启发性。力求做到：对重要概念都尽可能介绍实际背景；重要结果都尽可能地举出应用实例。设计与课程目标紧密相关的平时作业和测验；及时给予学生反馈，以帮助学生了解自己的学习进展以及还需要做什么。

习题的配置应具有多样性，给学生所布置的作业，不能只是通过寻找“已经做好的”例题来完成。以文献 5 为例该教材除了配置大量的练习题外还配置了四种类型的小课题它们是应用课题（ applied project），探索课题（Discovery project），实验课题（Laboratory project）和写作课题（Writing project）。

例如，在研究导数应用，求函数在某一区间的拐点时，给出了求解及判断方法，我们还应进一步让学生了解其应用性。即研究类似下面的问题：

图2表明某个种群向极限人口L增长，人口达到L/2的点为图像的拐点，拐点说明人口的什么特征？

通过这样问题的学习，学生不但知道如何求解拐点，而且理解拐点给函数带来怎样的变化。

下面气压与海拔的例子，不但具有探索性，也具有实验课的特性，同时通过完成这种问题，也有助于培养学生的自我表达能力。

例如：海平面的气压是30英寸汞柱，在海拔的高度上，气压P（单位：英寸汞柱）为

（a）画P关于h的草图

（b）求在h=0的切线

（c）旅游者们的一条经验法则是海拔高度每上升1000ft，气压下降1英寸汞柱，请写出这条经验法则所确定的气压公式。

（d）（b）和（c）的答案之间有何联系，请说明经验法则为什么有效。

（e）经验法则所做的预测是过大还是过小，为什么？

3、注重培养采用多种方式阐述问题的能力

学生掌握算术、数据、计算机、建模、统计学、概率、推理等方面的内容同时，并强调要将其运用于社会实践。若以此为目标，则在教学中，老师需在概念、模型和技巧间做出合理的安排，尽可能的培养学生在面对不同问题时，采用适当的方式阐述问题。

函数的表现形式有四种方式，在介绍一些概念、对一些公式进行解读及对一些实际问题进行描述时，学会运用四种方式相结合的形式来描述，通过这几种方式相结合，我们可以从不同的角度对概念、实际问题有清楚的认知。

学生可能会产生这样的问题，数学模型所用的公式是如何产生的？事实上，我们所使用的大部分公式是利用数据拟合得到的。

例如：随着对稀缺资源的关注，对人口的准确预测变得越来越重要。美国每10年通过人口普查记录人口，下表给出1790～2000年人口普查数据：

问题：根据统计数据分析美国人口的增长情况，并给出其增长的函数表达式。

问题的求解应该完成以下几方面的工作：（1）将表中数据利用散点图描绘出来，可初步观察出人口的增长变化情况，并进一步结合数据说明；

（2）根据人口增长散点图，选用合适的数学函数模型，并利用最小二乘拟合可得到其函数模型中的参数值；

（3）分析拟合的误差。

在上面问题中，确定美国人口合适的数学函数模型时，人口增长的散点图表明，在1860年以前，人口增长速度较快，图形为上凹形状，在1860年以后，人口增长速度变慢，图形为下凹形状，人口由于受到社会、自然等多种因素的影响，会趋于一个较稳定的数量，这些特征要求所选的函数模型也应具有这些特性，具有这种特性的人口学函数是Logistic函数。

在教学不能只停留在给出数学函数公式，应更加注重强调公式的性质、图形特征，分析其参数对图形的影响，对于特殊点处的含义给出解释。通过教会学生将阐述问题的四种方式结合应用，可以使学生学会用文字说明想法，用图形解释答案。

在信息化时代，数学教学的信息化也不容忽视，利用不同的数学软件工具，例如，例如绘图仪等，帮助学生建立数学思维，提升对问题的认识。

要大力推进数学应用型教学的改革，包括教学理念、教学内容、教学方法、考试方法和学生评价方法的改革。否则，我们的教学就始终停留在灌输知识的层面，而很难形成学生的能力和素质。只有使学生获得对微积分知识的真实理解，才能创造性地使用微积分。

【参考文献】

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[2] 张荣，过榴晓，美国微积分教材的应用性和启发性赏析.大学数学， 2011年12月. 第27卷第6期： P203-206.

篇3

中图分类号：D914 文献标识码：A 文章编号：1672-3104（2012）06?0094?05

随着食品安全刑事案件的增多，有关食品安全犯罪因果关系的认定难题也日益突出。作为公害犯罪案件因果关系认定的一种学说，疫学因果关系论在国内刑法学理论和实践的应用中还处在探讨阶段。尽管国外已经有了依据疫学因果关系论的刑事判例，但国内刑法理论如何接纳该观点，以及如何在食品安全犯罪案件中运用，仍有许多值得探讨的地方。

一、食品安全犯罪中疫学因果关系论

法律适用的合理性分析

关于食品安全犯罪中采用疫学因果关系论的合理性，笔者以为，可以从如下两个方面加以分析。

（一）证明标准的分析

关于刑事证明标准，有客观真实和法律真实之分。客观真实是我国传统观点对证明标准的要求，而随着西学东渐，法律真实得到越来越多的学者支持。据学者介绍，在美国证据法和证据理论中，将证明的程度分为九等，其中前两等是绝对确定（相当于传统观点的客观真实）和排除合理怀疑，后者是对刑事案件作出定罪裁决所要求的标准，是刑事诉讼证明的最高标准[1]（178）。而大陆法系则不区分民事诉讼与刑事诉讼。在两种案件中都要求高度盖然率，即按照一般经验可能达到的那样的高的程度，疑问已告排除，接近确实

性的可能性[2]（282）。“排除合理的怀疑”和“高度盖然性”是英美法系和大陆法系同一标准互为表里的两种表述[3]（237）。客观真实通常只能作为证明的最高标准而存在，由于受到可获取信息的有限性，诉讼证明手段的受限制性，证明主体认识能力与方法的有限性等诸多限制，作为定罪的标准只能是在法官的内心形成的一种对案件事实的法律上的确信。法律真实在刑事证明标准的体现，即“排除合理的怀疑”或“高度盖然性”，换言之，依据现有证据材料，能够形成如上程度的内心确信，就可以认定行为人有罪。

食品安全犯罪属于公害罪，这是学界比较统一的认识[4]（104）。食品安全犯罪的因果进程具有公害罪的共同特征，即因果进程的滞后性、潜伏性和多因性。认定刑法因果关系的前提是确认危害行为与危害结果之间的条件关系，即要求存在着“没有A就没有B”的客观逻辑关系，但食品安全犯罪案件中由于危害结果与危害行为之间存在着较长的时间间隔，加上公众身体特质、食物来源的多样性及其他环境因素的作用，其中的条件关系难以清楚的判断。这就使得基于科学法则追求绝对确定的因果关系论，面对公害罪都无所适从，于是就有了疫学因果关系论。

疫学因果关系论的出现，是为公害罪条件关系的确定提供补充，其抛开运用科学法则确证条件关系的思路，而改以高盖然性为论断基础。只要证明危害行为与危害结果之间存在着高度关联性，即承认存在条件关系，进而认定存在刑法因果关系。如大谷实教授认为：“即便在公害之类的行为到结果之间的因果关系的发展过程在科学上并不能被全部证明的场合，也应按照一般经验法则，在有能认可‘没有A就没有B’的关系的时候，就可以肯定条件关系。因此，即便在行为和结果之间的因果关系在自然科学上不能被证实，但根据疫学的证明，能够认定‘没有超出合理怀疑的限度’时，就应肯定条件关系的存在。”[5]（167）

值得注意的是，承认疫学因果关系论合理的观点，都同时强调了因果关系的证明标准问题。如上述大谷实教授的观点，要求达到“没有超出合理怀疑的限度”，其他的学者如大塚仁教授，认为应达到“不可怀疑地存在着疫学上高度的盖然性”[6]（168），耶赛克教授认为，应达到“极高的盖然性”，要求“其他原因合理地未被考虑”[7]（345?346）。因此，可以理解为，疫学因果关系是符合法律真实要求的条件关系。

疫学因果关系证明标准的合理性，本质是刑法因果关系证明标准的问题。由于不同的构成要件具有不同的事实和规范属性，导致其在证明标准上有所不同。刑法因果关系兼具事实属性和规范属性的特质，前者体现在条件关系认定上，后者体现在相当性判断上。对条件关系的证明，过去都是基于科学法则的，一般采取客观真实的标准，因为诸如枪击心脏、注射氰化物等行为有着必然导致被害人死亡的具有公理性的常识，这是不需要证明的客观真实。对相当性的证明，通常是法律真实的标准。哪些条件能作为原因，是受现有的一般性认识水平所决定的，“相当因果关系说内部存在着客观说、主观说与折衷说的对立，这三种学说都主张以行为时的一般人的认识为标准来判断相当性”[8]（125）。不过，在公害罪的场合，对条件关系的认定由于中间因素的复杂，如果坚守客观真实的标准，刑事责任的认定就会悬而不决，应该被追究刑事责任的人就会“逍遥法外”，疫学因果关系论将客观真实的标准转为法律真实的标准。这一转向，并没有越过刑事有罪证明的底线，因此，从刑事证明标准的角度来说，依据高度盖然性或者排除合理怀疑标准认定的条件关系在法律效力上与依据客观真实认定的条件关系是等同的，同样可以作为行为人承担刑事责任的客观基础。

（二）法的有用性与正义性分析

尽管疫学因果关系论得到不少学者的支持，但固守科学法则的学者并不这样认为。“Armin Kaufmann等人说，既然没有确定自然科学的因果法则，就不能肯定有刑法上的因果关系。”[8]（128）显然，突破科学法则的疫学因果关系论的合理性，还需要从法的基本理论上进行解释。

刑法一直是有用性与正义性的矛盾统一体。一方面，刑法要发挥犯罪人大的作用，保护犯罪嫌疑人和被告人的合法权益，另一方面，刑法要惩治和打击犯罪行为，保护法益。在公害罪问题上，刑法的有用性和正义性需要进一步解读。

正如前文所述，公害罪的刑法因果关系具有滞后性和潜伏性，并且具有公众身体特质、食物来源的多样性及其他环境因素的作用的背景，从而决定了要从科学法则的角度彻底弄清刑法因果关系成为事实上的不可能。而另一方面，刑法设定公害罪，绝不是要束之高阁，公害罪对国家、社会和普通公众危害极大，造成的损失往往惊人，设立公害罪就是要令相应领域的从业者采取审慎的态度，切实发挥起刑法预防与惩罚犯罪的功能，从而避免出现不特定多数人的福祉被公害罪侵害，将公众对公害罪的危害的恐惧、憎恶与工业化行为带来的巨大经济、社会利益进行平衡。正因为如此，在公害罪的刑法因果关系认定上，固守科学法则的结果，是造成社会巨大损失的、且能证明当事人存在过错的案件却没有人承担刑事责任，这极大地违背了刑法的有用性，如果立法对作为立法者的社会公众没有任何作用，这样的法律其存在的正义性也就值得怀疑了，正所谓“没有功利，公正无所依存”[9]（9），“一个旨在实现正义的法律制度，会试图在自由、平等和安全方面创设一种切实可行的综合体和谐合体。这是一项充满了巨大困难的使命，而且迄今尚未发现一项杰出计划在实现这一目标时能够声称自己体现了‘绝对的正义’。……正义提出了这样一个要求，即赋予人的自由、平等和安全应当在最大程度上与公共福利相一致”[10]（297， 299）。

继而应该追问的是，以“排除合理怀疑”或者“高度盖然性”为标准的疫学因果关系论，是否违背了刑法的正义性，导致不应承担刑事责任的人承担了刑事责任。这一问题，除了上述证明标准的解释外，笔者以为，还涉及到对科学法则和高度盖然性之间关系的认识问题。科学法则和高度盖然性都是人类在现有水平下对规律性的认识。事实上科学法则也是不断被取代的，如牛顿的力学三定律，在相对论出现之前被认为是绝对正确的，而相对论出现后，则退居到大多数场合是正确的地位。所以说，科学法则只是被现有证明水平绝对证实的高度盖然性；疫学因果关系论所附加的高度盖然性，是以统计学为基础的，仅次于科学法则在案发时绝对正确的地位，“用来确定因果关系的科学法则，可以是具有绝对意义的法则（即能单独提供确定答案的法则），也可能是统计性法则（即能单独说明或然性的法则）。……因为统计性法则实际上也是普遍用于指导所有人类活动的法则之一”[11]（128）。

而且运用疫学因果关系论得到的答案是具体到数字形式的判断，比纯主观性的判断更为可靠，正如著名统计学家C.Radhakrishna Rao所说：“如果有什么问题要解决的话，应求助于统计学而不是某个专家委员会。比起收集少数专家的智慧来说，统计学和统计分析能力能给解决问题带来更多光明”。论及疫学因果关系论的学者往往没有确切地指出高度盖然性的具体数值问题，最常见的表述是，依据疫学因果关系论认定刑法因果关系，须符合四个条件：“第一，该因子是在发病的一定期间之前其作用的因子；第二，该因子的作用程度越显著，患病率就越高；第三，该因子的分布消长与医学观察记载的流行特征并不矛盾；第四，该因子作为原因起作用，与生物学并不矛盾。”[8]（128）然而这只是定性的表述，真正充足疫学因果关系论认定刑法因果关系正当性的，是疫学因果关系论统计结论的极高概率。

一般认为，统计学所得到的高概率事件，除去一些偶然因素的影响，几乎接近依据科学法则的结论。“人们积累的大量实践经验表明：当事件发生的概率接近100%时，在一次实验中几乎一定会发生。同时，当事件发生的概率很小，那么可以认为小概率事件在一次实验中该事件实际上不可能发生。”[12]（7）按照这一原理，统计学证明的高概率的联系，完全具有认定因果律的正当性。因此，以疫学因果关系认定刑法因果关系的条件关系，完全具有刑法的正义性。

二、食品安全犯罪中疫学因果关系论

法律适用的限制条件

疫学因果关系论虽然具有诸多合理性，但其毕竟不是科学法则，在食品安全犯罪案件中应用该理论判定条件关系，需要遵循如下的条件。

（一）适用案件的范围

什么样的食品安全犯罪案件要应用到疫学因果关系论，其实这个问题的另一种表述是科学法则和疫学因果关系论的关系问题。疫学因果关系论只是科学法则的补充，由于科学法则判断因果关系符合客观真实的要求，因此，只有在科学法则不能作为判断基础时，才可以动用疫学因果关系论。如在案件所涉食品中检测出超出法定安全标准的添加剂，且现有科学法则已经证明过度食用该添加剂会导致案件所出现的危害结果，则无需运用疫学因果关系论，直接依照科学法则认定案件的刑法因果关系。

另外，当受害人的范围不足以满足统计学要求时，一般也不能应用该理论。例如，受害人只有一人时，缺乏统计基础，一般不能采用疫学因果关系论。如前所述，该理论的规则是“该因子的作用程度越显著，患病率就越高”和“该因子的分布消长与医学观察记载的流行特征并不矛盾”，这些都要求具有一定样本量的分析。

（二）刑事证明责任的归属

证明责任本身是一个复杂的概念，据学者研究，大陆法系以主观证明责任和客观证明责任构建证明责任概念，英美法系以说服责任和提出证据责任构建证明责任概念[13]（107）。不过无论是哪种构造，都要解决当控辩双方举证后待证事实仍无法查清的法律效果问题。由于无罪推定、疑罪从无的原则，一般情况下，这种法律效果都是由控方承担。在《刑法》中只有极少数罪名采取了举证责任倒置的原则，由辩护方承担事实不清的法律后果，如巨额财产，非法持有国家秘密、机密文件、资料、物品罪。

多数学者谈到疫学因果关系论的应用依据，必首提日本《公害罪法》的规定。该法第5条规定“在某工厂或事业场所，在其事业活动中已排放了有害人体健康的物质，且其单独排放量已使公众的生命或健康受到危害的程度的情况下，若在排放此物质的地域内，公众的健康或生命早已由此物质的排放而受到损害和威胁，则便可推定，此种危害纯系该排放者的此种有害物质所致。”有观点据此认为，疫学因果关系论，是推定的因果关系，疫学因果关系论适用的场合，鉴于公害罪主体处于社会责任重要的地位，采取举证责任倒置的原则[14]（106）。还有观点认为，虽然法律没有规定“因果关系推定”原则，但实践中已经有此方面的实例，如1980年王娟诉青岛市化工厂氯气污染损害赔偿案就已经运用了流行病学原理，推定王娟所患支气管哮喘病与氯气污染具有因果关系[15]（144）。作为相反意见，有学者认为尽管世界各国对公害案件多采用举证责任倒置及因果关系的推定，但我国刑法、刑诉法目前均无此类规定，而且在我国参加的《公民权利和政治权利国际公约》中，已明文规定“任何人不被强迫作不利于他自己的证言或强迫承认犯罪”，因此，根据我国现行的法律框架，如果控方不能确实充分地举证，则不能判定被告方构成公害犯罪[16]（18）。

笔者以为，所谓认为疫学因果关系论是推定的因果关系的观点，并不可取，实际上是将证明责任与疫学因果关系论混淆的观点。理由有三：

第一，《公害罪法》的规定实际是相当性判断。即《公害罪法》第5条所规定的推定，实际上是不考虑因果关系的实际进程的相当性判断，因为该条设定了两个明确的条件，一是特定地域工厂的单独排放量具有危害公众生命健康权的危险，二是实际上该特定地域公众生命健康权已被查明是被该排放物伤害，至于具体的因果过程是通过直接污染还是间接污染，不需要具体的查明。因此，并不能由此得出疫学因果关系论是推定因果关系的结论。

第二，疫学因果关系论的证明标准否定了推定因果关系的可能。如前所述，疫学因果关系论本身的合理合法性，是建立在统计科学的基础上的，所要达到的标准也是排除合理的怀疑或极高的盖然性的，所以，应用该理论认定条件关系的做法，并没有确定要将证明责任分配给辩护方。国外之所以将公害罪的证明责任分配给辩护方，并不是因为条件关系的认定运用了疫学因果关系论的原因，而是基于公害罪因果关系的证据资料优势不在控诉方而在辩护方的原因，相比之下造成公害的企业在证据资料的获得上有更大的便利和更专业的支持，然而定罪的证明标准，仍然要是能达到排除合理的怀疑或者极高的盖然性标准的疫学关系，否则，疫学因果关系论支持者所持的证据标准和事实不清时由辩护方承担刑事责任的法律效果是相互冲突的，如果认为疫学因果关系就是推定因果关系，实际上是否定了疫学因果关系认定条件关系的合理合法性。

第三，民事的公害侵权行为不能用来解释刑事公害罪问题。个别论者所举王娟诉青岛市化工厂氯气泄漏的事例，并不足以作为刑事法中疫学因果关系是推定因果关系的佐证。其一，在于本案中原告只有王娟一人，不符合疫学因果关系的统计学要求；其二，本案并非刑事案件，以民事案件的证明标准、证明责任来说明刑事案件的逻辑，本不可取；其三，本案不符合公害罪常见的危害行为与危害结果之间时间间隔较长的特征。王娟住处距化工厂只有100米，由于中毒较重当晚即送医院救治，且在医院治疗长达300多天，出现哮喘这种并发症完全可以以科学法则解释。

因此，在现有法律规定框架中，应用疫学因果关系论认定条件关系的证明责任，仍然属于控方。即控方必须承担条件关系证明不达到排除合理怀疑或极高的盖然性标准而败诉的后果。

（三）应用精确性和有效性的要求

流行病学研究方法，包括现状研究、队列研究、对照研究、实验研究等，研究的步骤一般包括如下几步：① 描述性研究提出假设；② 分析性研究检验假设（一般先是对照研究，然后队列研究）；③ 实验验证；④ 病因推导（主要是例外因素的排除）。主要包括机遇的排除、偏倚的排除和Hill’s标准的满足[17]（186?190）。就刑事案件而言，受刑事程序是有限时间段的影响，最常用的是对照研究、队列研究，通过对同一人群和非同一人群暴露组与非暴露组的对照，得出比值比（OR）和相对危险度（RR）等数值，运用统计软件（如SPSS，SAS）计算怀疑因素与结果之间的关联强度，并在排除怀疑因素的基础上，判断是否存在因果关系。在这些方法和步骤运用中，始终离不开精确性和有效性的问题，这决定了疫学理论应用能否达到证明标准的问题。

（1）精确性的要求。流行病学理论认为，在流行病学研究中，在对某因素与疾病发生间的联系做总体参数估计或病因学推断时，如果方差小即总体参数估计值的可信区间较窄，该研究的精确性就好。流行病学研究中导致随机误差的原因，主要来源于对研究对象的选择过程，因为研究对象实际上只是某人群的一个样本。为了提高精确性，一是增加样本含量，二是提高统计信息量[18]（158）。在食品安全犯罪案件中，即要求，一方面要尽可能地扩大样本含量，将特定食品流通、消费地域的人群尽可能多地包括到样本库中来，避免出现因样本量过小导致判断误差无法排除的问题；另一方面，必须采用合理的设计和分析方法，包括充分收集和利用所有信息、合理应用统计模型、限制研究对象的特征，平衡各比较组群间的对象数[18]（159）。如包括尽可能收集特定食品的流通、消费的频率，出货量，相关人群的饮食习惯等，采取合适模型控制混杂因素对结论的影响，使暴露组与非暴露组的人群比例均衡等。

（2）有效性的要求。疫学有效性的问题，转换到刑事证明中，主要是怀疑因素的排除问题（即疫学所称的偏倚）。流行病学理论一般将偏倚分为选择偏倚、信息偏倚、混杂偏倚等。偏倚的存在，会导致研究者形成错误的关联。具体到食品安全犯罪案件中，防止偏倚的存在，主要应注意：一方面，对受害者信息的分析。应避免将可能由其他因素导致同一结果的受害者纳入到样本库中。例如有学者在说明疫学因果关系论时，例举如下案件：医院院长李某没有对到院检查的赵某某采取合适措施，导致与实患“非典”的赵某某有过密切接触的200多人中有16人患有“非典”[19]（96）。虽然学者举出赵某某接触的人群（即暴露人群）与非暴露人群的相对危险度（RR）高达4000，但正如案例本身所述，密切接触的200多人中，有28人曾经与其他“非典”病人接触，也可能16人是被其他“非典”病人传染，这样得出的RR值其可信度值得怀疑。另一方面，对信息的可靠性分析。应避免将不确定的对象纳入到样本库中。由于公害罪案件时间跨度长，一些受害人可能不记得确切的时间段确切的食物来源和数量，这会导致信息本身的不可靠，不利于条件关系的判断。

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The Rationality and Restraint of Application of the Theory of Causation

Based on Epidemiology in Crimes of Food Safety

ZUO Xiuyang， LUO Tingting

（Beijing Academy of Social Sciences， Beijing， 100101， China；

Procuratorate of Jiangnan District of Nanning City of Guangxi Province， Nanning Guangxi， 530031， China）

Abstract： The nature of crimes of food safety determines the need of application of the theory of causation based on epidemiology. The rationality of the theory lies in the fact of its high standard of proof and the balance between justification and utility. It is critical to notice issues such as scope of application， burden of proof， accuracy and validity requirements of proof.

Key Words： causation based on epidemiology； utility of law justification of law； crimes of food safety； condition of restraint

篇4

书名:《思考，快与慢》

作者:【美】丹尼尔?卡尼曼

译者：胡晓姣、李爱民、何梦莹

出版社:中信出版社

出版时间：2012年7月

一个潇洒自信的演讲者刚踏上舞台，观众往往就会对其大加赞赏，他可能并没有那么优秀，但这好评如潮的结果在他踏上舞台的一刹那便可预见。这种先入为主的情形是有据可依的，即光环效应，这一效应使我们更容易预测结果，更容易赏识和理解这位演讲者。

本书讨论的很多内容都与直觉的成见相关。然而，对过失的关注并不意味着我们在诋毁人类智慧，这就如同关注疾病并非否定健康一样。大多数人在通常情况下都是身体健康的，他们做出的决策、采取的行动往往也是恰当的。

生活中，我们往往跟着印象和感觉走，凭直觉引导行事，而且我们觉得这种直觉和偏好很可靠，这种自信通常也是正当合理的。不过，也不尽然。我们经常在自己出现失误的时候还信心满满，此时，旁观者往往比我们自己更容易发现这些失误。在人生最辉煌的时候，我们很难对自己的信念和需求产生怀疑，越是在最需要质疑自己的时候越难做到这一点，但我们可以从他人的真知灼见中受到启迪。

本书展现了我对判断和决策的理解，它中心思想的形成还要追溯到1969年那个幸运的日子。当时我在耶路撒冷希伯来大学的心理学系教书，那天有个研讨会，我请我的一位同事阿莫斯?特沃斯基（Amos Tversky）在会上发言。

那天，阿莫斯给同学们讲了密歇根大学正在研究的一个项目，这个项目试图回答这样一个问题，即人是否是优秀的直觉型统计者。我们都知道人是优秀的直觉型文法家：4岁的孩子虽然对世界上存在语法这件事完全没有概念，但她在说话时会努力遵循语法规则。人们对统计的基本原则是否也有这种直觉感受呢？

阿莫斯研究得出的结论是附条件的肯定（肯定，但是附有一定条件）。我们在研讨会上进行了激烈的讨论，最终认为较为稳妥的结论应当是附条件的否定（否定，但是附有一定条件）。最终的结论是：人的直觉是有缺陷的，我们的主观判断是存在成见的：我们特别容易相信在没有足够证据的基础上得出的研究结果，而且研究中对观察样本的收集也不足。

在你思考下文中的问题时，请记住史蒂夫是从一个有代表性的样本库中被随机挑选出来的：

邻居如此描述这个孩子：“史蒂夫非常腼腆，少言寡语，很乐于助人，却对他人或者这个现实世界没有兴趣。他谦恭有礼，做事井井有条，中规中矩，关注细节。”请问史蒂夫更可能从事哪种职业，图书管理员还是农民？

很显然，史蒂夫的个性和典型的图书管理员有着惊人的相似，但这些与职业密切相关的统计学因素却很少有人关注。你们是否注意到，在美国，农民与图书管理员的比例超过20∶1。由于农民数量要多得多，所以那些“谦恭有礼，做事井井有条”的人也常常只能成为坐在拖拉机上的农民，而不可能是坐在图书馆咨询台后的管理员。

但是，我们发现实验对象往往忽略这些相关的统计数据，而仅仅依赖于相似度来做出判断。于是，我们提出如下观点：人们把相似度当成一种简单的启发手段（简单地说就是经验法则）来做艰难的判断。对这种启发性手段的依赖必然会造成其预测带有成见（系统性失误）。

还有一次，阿莫斯和我想知道我们这所大学的教授们的离婚率是多少。我们注意到这个问题立即勾起了我们脑海中的记忆，我们俩不由想起自己知道或听说的那些离了婚的教授。于是我们就凭着脑海中这些事例对这个离婚率问题做出判断。我们把这种依靠记忆做出判断的方法称为可得性法则。

关于人性，20世纪70年代的社会科学家广泛接纳了两种观点。第一，人大体而言都是理性的，其想法通常也是合理的。第二，恐惧、喜爱和憎恨这样的情感能够为人们失去理智的大部分情形做出解释。

我们记录下正常人思考时出现的系统性失误，认为这些失误是由认知机制的构造造成的，并非由情感引起的思想腐化导致的。

例如，学习政策的学生就曾注意到，可得性法则能解释为什么有些事人们记得很清楚，而有的却被遗忘了。人们是根据从记忆中提取信息的容易程度来估测事情的重要程度的，而这往往也与媒体报道的广泛程度有关。常被提到的话题就在脑中变得鲜活，而其他的则会慢慢被遗忘。也就是说，媒体选择报道的内容和人们脑中存在的信息不谋而合，所以专制政体对独立媒体施压的现象也不是偶然的了。因为重大事件和名人很容易引起公众的兴趣，媒体能借此煽动狂潮也就见怪不怪了。

本书的主要目标是，在认知心理学和社会心理学最新发展的基础上展示大脑的工作机制，在这些发展中有一些内容比较重要，其中一项就是我们认为瑕瑜互见的直觉思维。

阿莫斯和我没有对直觉下准确的定义，只简单说明了判断启发法“很有用，但有时也会导致严重的系统性误差”。我们的重点放在成见上，因为在人们的大脑高速运转时研究成见非常有意思，而且成见为启发性判断提供了研究依据。我们没有自问在面对不确定因素时所有的直觉性判断是否都是通过我们研究的启发法而产生的。不过现在我们知道事实并非如此。

有时，我们无法自然地凭直觉找出问题的解决方案——不论是专业的解决方法还是启发式的答案。在这种情况下，我们往往想要找到一种更慢、更严谨、需要投入更多脑力的思考形式，这就是本书中提到的慢思考。

在过去的25年里，已经有很多心理学家对快思考和慢思考的区别进行了研究。我用两个因素来描述人的思维活动，即系统1和系统2，它们分别产生快思考和慢思考。

常用的无意识的“系统1”依赖情感、记忆和经验迅速做出判断，它见闻广博，使我们能够迅速对眼前的情况做出反应。但系统1也很容易上当，任由损失厌恶和乐观偏见之类的错觉引导我们做错误的选择。有意识的“系统2”通过调动注意力来分析和解决问题，并做决定，它比较慢，不容易出错，但它很懒惰，经常走捷径，直接采纳系统1的直觉型判断结果。

我认为直觉和严谨思考的特点就像是大脑中两种性格的特征和性情。在近期的研究中，系统1的直觉性作用比我感觉到的还要大，它是做出决策和判断的幕后主使。本书大部分内容是关于系统1的运作以及系统1和系统2间的相互影响的。

书名:《历史的历史》

副标题：从远古到20世纪的历史书写

作者:约翰?布罗(英国)

出版社:广西师范大学出版社

出版时间：2012年8月

瘟疫，侵略，迁徙；安排和政治体系的建立、运作与发展；战争，内忧与外患，革命，渐进或突然的宗教与文化变迁，信仰、民族与意识形态等各种集体认同的形成，神人交往意义下的神意史观：所有这些主题连同其他内容，都可以被适当地视为历史。

有些历史实际上是纯粹叙事的；有些几乎是毫无时间内容的纯粹分析，本质上属于结构或文化的调查。历史同其他许多研究类别与领域相关，从史诗与起源神话到各种社会科学；历史也触及传记、戏剧、政治与道德争论、民族志、小说、审讯与司法调查。

约翰?布罗称，“一部关于各种历史的历史”不会也不该只是史家成就与优缺点的记录，也不是史家所属学派与传统的记载。它本身就是个历史事业，是我们尝试了解过去的一种方式。所以请注意，历史总是能够最大程度地被还原，虽然当事人早已不在。这让我们当下必须谨慎从事。

书名:《摩托日记》

作者:切?格瓦拉

译者:王绍祥

出版社:上海译文出版社

出版时间：2012年5月

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从2011年开始，我国逐渐出现小部分平台因提现困难而倒闭或跑路的事件，导致投资人出现损失。至2013年，风险开始大面积的蔓延，累计至2014年问题平台达367家，大量平台因风险管控能力欠缺导致借款违约金额超出平台垫付能力，平台负责人失联、携款跑路等事件发生。平台出事前毫无征兆，风险来的未知性和突发性让投资者损失巨大。我国尚未建立健全的信用评估体系，风险管理经验也较金融发达的发达国家有所欠缺，在尚未成熟的市场环境和监管体系下我国P2P网贷平台的风险防范就显得尤为重要。本文将采取层次分析法对P2P网贷平台进行综合评价，期待为防范网贷风险得到有用的建议。

一、P2P网贷平台的风险评估指标选取原则

在对复杂事务进行综合性研究时，所选取的评价指标应做到不遗不漏，做到科学全面。P2P网贷平台的的风险具有突发性和未知性，平台借款业务有着很大程度上的不公开不透明的特点，平台对海量业务的审查涉及到工作人员的主观因素也就难免会出现纰漏。同时评判一个平台的综合运营情况，考虑的不仅仅是目前的各项成交指标，也要考虑到平台的未来前景。所以在P2P网贷平台的综合评价中，要将运营数据和平台品牌实力、风险承受能力、透明度等多方面结合，采取统一的度量方法，将定量指标和定性指标用同一规则标准化。因而在建立P2P网贷平台的综合评价指标时应做到遵循以下原则：

（一）科学性

科学性的原则是所有研究中都必须遵循的原则。在建立P2P网贷平台的综合指标时，应做到科学分类，将同类的指标放在同一风险层次加以量化，而要避免指标分类与现实不符的情况。对不同量级的定性稻莸拇理更要注重科学性，保证在数据转换之间失去原有的价值。

（二）全面性

P2P网贷平台的业务逻辑虽然简单，但处理的过程却是十分复杂。从平台对贷款人的审查，对不同贷款期限的组合，对投资者的引导，每个环节都十分重要。所以构建评价指标体系时要从宏观方面着眼，从细微出下手，做到全面把握整个流程。

（三）定量指标与定性指标结合

在构建P2P网贷平台的综合评价指标中，大量的定性指标与定量指标相互交错，应该采用统计学上的方法为二者建立同一度量方法，将定性指标与定量指标实现无偏差的结合，这样才能保证评价的综合性。

二、P2P网贷平台的综合评估指标体系的构建

对P2P网贷平台的综合评估研究是一个复杂的多维度决策问题。在众多维度中，部分指标有具体的属性值，但同一层次级别的不同属性的数值往往会出现巨大的数量级别之差；部分指标需要靠具体浏览各大网贷平台的按是否符合要求设置“0”和“1”的聋哑量再通过评分方法进行打分。对于不同量级的定量指标，为了避免数量差别太大的问题，统一按去自然对数进行表准化处理。

本文先从大层次的风综合评价角度出发构建一级指标，因为部分以及指标可以继续细分，因而需要继续构建二级指标，两个层次的指标评分加总即为每个P2P网贷平台的。二级指标的构建依据各大P2P网贷平台的实际调研以及经验法则进行判断。指标体系的构建最终确定为5个一级指标：杠杆率、成交量、人气、收益、分散度，9个二级指标：成交量、时间加权成交、投资人数、借款人数、平均利率、风险收益比、人均投资、人均借款、借款集中度。

第一步对综合评价的总目标进行分解，形成一级指标（层次分析法的准则层）和二级指标（层次分析法的评价指标），最终构造层次模型；

第二步，构造判断矩阵。判断矩阵是指需要对同一层次的指标进行两两的重要性判定，通过比较确定相对的重要性程度的得分值，并填入到矩阵中形成判断矩阵；

第三步，检验所得的判断矩阵的一致性并一致性进行调整；

第四步，构建平台指标数据。

三、P2P网贷平台的风险防范建议

（一）加强风险分散化机制

P2P网贷的风险分散化包含两个方面的内容，一是P2P网贷平台应教育投资者并采取一定的强制措施限制采取分散化投资，对借款人进行金额限制以及标的拆分；二是P2P网贷平台在借款人身上做到一定的资产组合降低集中度，例如借款人在行业上、地域上，业务关联度上的集中的。这些因素需要对信贷进行组合化管理。

（二）建立网上监管平台

建立P2P网上监管平台，对P2P网贷平台的相关指标进行披露，检测平台的风险同时促进行业的联网合作，提供央行征信系统的对接，实现征信共享、黑名单联网公示等。网上监管平台将会在P2P网贷的资金安全和信息披露上起到极为重要的作用，监督各平台控制系统风险，监督各平台的业务范围，利率水平，对不合规平台进行警高曝光监督等。

参考文献

[1]Michels，J.Do Unverifiable Disclosures Matter？Evidence from Peer-to-Peer Lending[J].The Accounting Review，2012，87（4）.

篇6

中图分类号:TP183文献标识码:A

文章编号:1004-373X(2009)20-147-03

Application of BP Neural Network in Corporation Credit Rating

LUO Ye,CAI Qiuru,LIU Yijun,YE Feiyue

(Jiangsu Teachers University of Technology,Changzhou,213001,China)

Abstract:Scientific and accurate credit rating of enterprises can be assisted in decision-making and the risk of investors can be reduced.Therefore,it is utmost important to improve the accuracy and the scientific of the credit rating.BP neural network is applied to the problem of corporation credit rating to avoid the inability of conventional credit rating methods.BP neural network model is established for the problem according to the relationship between credit rating and its influential factors.The results show that the model is fast and accurate.

Keywords:BP neural network;credit rating;financial strategy;dynamic evolution

0 引言

随着经济的发展,国家逐步放开了对金融的管制,使金融市场的发展速度得以不断加快,经济形态也更倾向于信用经济。资信评估作为市场经济中的监督力量,对经济的影响是不言而喻的。它在很大程度上降低信息不对称的成本,能够作为投资者的重要参考依据。科学准确的资信评估可以辅助决策,降低投资者风险。因此,提高资信评估的准确度和科学性极其重要[1]。

企业资信评估是以独立经营的企业或经济主体为对象,对进行一般性的商业交往、投资合作及信贷活动的信用评价。本质上它属于综合评价中的分类与排序问题。传统的资信评估方法是基于统计学的分析方法,包括线性回归分析、线性判别分析、逻辑回归分析等[2,3]。然而统计学方法有很大的局限性,存在权重的确定,缺乏理论依据,带有明显主观臆断且计算复杂的缺陷。神经网络技术可实现非线性关系的隐式表达,摒弃预测函数的变量是线性和互相独立的假设,信用评级时不用确定各因素的权重且可处理各指标之间的非线性相关性。在此,将BP神经网络用于企业资信评估,建立了神经网络评估模型。实验表明,该模型是有效的。

1 BP神经网络原理

Backpropagation(BP)神经网络是应用较为广泛的一种神经网络,尤其是建模、模式识别和优化等方面广为应用。它是一个高度非线性的超大规模连续时间动力系统,也是一个超大规模非线性连续时间自适应信息处理系统;同时它具有大规模分布处理及高度的鲁棒性和学习联想能力。网络的信息处理由神经元之间的相互作用来实现,知识与信息的存储表现为网络元件互连间分布的物理关系,网络的学习与识别决定于各神经元连接权系数的动态演化过程。

在神经网络中,传递函数是反映下层输入对上层节点刺激脉冲强度的函数,一般取(0,1)内连续取值的sigmoid函数:

f(x)=11+e-x

提供训练样本Xk(k=1,2,…,P),P为样本数目,Xk=(xk1,xk2,…,xkM);M为输入向量维数。设Yk为样本Xk期望的网络输出向量,k为实际网络输出向量,Yk=(yk1,yk2,…,ykN),N为输出向量维数,则误差指标函数为:

E=12∑Pk=1Yk-k2

标准BP算法的具体过程可归纳如下[4]:

(1) 给出训练误差允许值ε,并初始化权值wij和阈值向量;

(2) 计算E,若E≤ε,转步骤(3),否则对每个样本Xk进行下述操作:

①计算网络输出o。

对每一个输出单元k,δk=ok(1-ok)(tk-ok);

对每一个隐含单元h,δh=oh(1-oh)∑kwh,kδk。

② 更新网络连接权值wij,wij=wij+Δwij,Δwij=ηδjxij,xij为单元i~j的输出。

(3) 算法结束。

2 评价指标体系

企业资信度评价即企业评级,以独立经营的企业或经济主体为对象,对其在一般性的商业交往、投资合作及信贷活动中的信用评价。实际上就是对企业及经济主体的生产、经营、管理前景及经济效益状况所进行的全面考察与综合评价。在此,将企业资信等级分为优、良、中、差四个等级。影响企业资信的因素很多,本文在对诸多学者研究的基础上,结合有关文献选取了如下12个财务指标[5-10]:

(1) 反映盈利能力的总资产收益率(X1)、净资产收益率(X2)、主营业务利润率(X3);

(2) 反映企业资本结构的资产负债率(X4)、有形净值债务率(X5);

(3) 反映企业发展潜力的净利润增长率(X6);

(4) 反映企业经营和管理其资产能力的存货周转率(X7)和应收账款周转率(X8);

(5) 反映企业变现能力的速动比率(X9)、流动资产应收账款率(X10)和短期负债现金保障率(X11);

(6) 反映企业现金流量的现金比率(X12)。

3 网络的设计、训练与仿真

3.1 网络设计

企业资信评估是一个模式识别问题,神经网络的目标是根据企业财务情况给出准确的信用等级。建立神经网络模型的关键是要确定网络的拓扑结构、输入结点、输出结点和层数,见图1。根据Kolmogorov定理,三层BP网络充分学习后能逼近任何函数,因此构建三层结构的BP神经网络。由于输入向量包含12项指标,故输入层应包含12个结点。确定隐含结点数有很多经验法则,在此根据Kolmogorov定理,取2n+1个的隐含层结点数,其中n为输入层的结点个数。因此这里隐含层结点数为25个。本文将企业资信等级分别对应一个分值,优取值4,良取值3,中取值2,差取值1。因此,输出层包含1个结点,输出资信得分。

图1 用于资信评估的BP神经网络结构

3.2 训练与仿真

在此,采用Matlab 7软件及其神经网络工具箱建立、训练并测试神经网络。样本数据来源于实际上市公司的财务数据,其中30例用于训练网络,12例用于测试[6]。

在评价企业资信的12个指标中,不同的指标从不同的角度对企业资信进行评估,指标之间无法比较。为了便于最终评价值的确定,需要对各个指标进行无量纲化处理;同时,由于评价中所使用的各项指标之间数值相差很大,不能直接进行比较。为使各指标在整个系统中具有可比性,必须对各指标进行标准化处理。在此使用Matlab中的 prestd 函数进行归一化,使得数据具有零均值与单位方差。

网络输入层与隐含层,以及隐含层和输出层的传递函数分别采用正切Sigmoid函数Tansig()和线性函数purelin()。设置学习率lr为0.05,最大训练步数epoch为30 000,goal为1×10-8,show为50。其他参数,如max_fail,rem_reduc,min_grad,mu,mu_dec,mu_inc,mu_max,time均采用缺省值。

利用实现BP算法的函数traingd对网络进行2 857步训练,网络误差平方和mse达到了误差标准目标1×10-8的要求。网络性能如图2所示。

图2 BP网络模型训练结果

至此,企业资信评估的神经网络评价模型已经构建完成,在应用过程中,只需输入测试样本的指标数据,便可以进行评价研究。

为了验证该模型的有效性,选用如表1所示12个企业的具体数据,并利用建立好的神经网络进行仿真运算,以分析验证所建网络的有效性。

由表2可以看到,输出得分并不限于1,2,3,4四个数值,这是因为网络的输出层采用的是线性传递函数。但是可以将输出得分四舍五入,从而得到相应的评估等级。

例如,样本9输出得分为2.761 5,其资信等级便是B。由表2可得,输出结果准确率为75%。

4 结语

与企业资信评估研究常用的统计学方法相比,基于BP神经网络的企业资信评估模型具有如下优点:首先,它属于隐式数学处理方法,只需将经过处理的数据输入训练好的网络中,通过相应的数学工具即可得出结果,评价过程方便、快捷;其次,不需要人为确定权重,降低由于评价过程中主观因素所导致的结果失真,评价结果更为客观。但在研究过程中发现,样本数据的数量和质量对网络的学习能力有较大影响,相信随着神经网络方法及其数学工具的深入研究,现存问题终将得到解决。

参考文献

[1]刘重才,周洲,梅强.LVQ神经网络在企业资信评估中的应用[J].集团经济研究,2007(10):203-204.

[2]Zan Huang,Hsinchun Chen.Credit Rating Analysis with Support Vector Machines and Neural Networks:A Market Comparative Study[J].Decision Support Systems,2004,37:543-558.

[3]Reem Heakal.What is a Corporate Credit Rating [EB/OL]./articles/03/102203.asp,2008.

[4]Ethem Alpaydin.Introduction to Machine Learning[M].MIT Press,2004.

[5]熊颖,陈新,陈新度.制造业中小企业的资信评估研究 [J].微计算机信息,2007,23(27):30-32.

[6]张萌.企业信用评估体系与评估方法研究[D].西安:西北大学,2006.

[7]朱丽,张洪伟,谭辉.基于软计算的资信评估研究[J].计算机应用研究,2005,22(5):74-77.

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1 台湾中药高等教育现状

1.1 长庚大学天然药物研究所

该所主要培养硕士研究生，于2005年3月经台湾“教育部”审查通过。该所硕士研究生毕业时，若入学前具有药学学士学位者则授予药学硕士学位，其余则授予理学硕士学位。

1.1.1 办学理念

该所的中药教学理念是：培育有能力“以西药方法论进行中药研究的药学科技人才”，建立能结合中药方剂研究与临床疗效评估的研究团队，使中草药科技早日升级。为此，在课程设制中强化中医药基础理论学习，在研究上建立临床与基础整合的研究发展模式。为了配合台湾省发展中医药的重点计划，结合先进的农业及制药科技，该所以中医的经验法则来确定其研究目标：中医药信息系统化、中草药种源标准化、药用植物育种及组织培养、药材有效成分最佳化、中草药最佳化。

1.1.2 师资队伍

该所现有专兼职教师11人，其中包括教授5人(专职2人、兼职3人)，副教授3人(专职1人、兼职2人)，助理教授3人(专职2人、兼职1人)。涉及研究领域包括：药理学、生化/分子生物；肿瘤药物化学、药物输送系统设计；药剂学、药物动力学；药理；药用植物学、本草学等方面。

1.1.3 专业课程设置

专业课程设置主要有理学组和药学组的区分，其公共必修课设有：生物药学特论、天然药物学特论。公共主要选修课设有：分离技术、中医药基础理论、有机光谱学、科学研究方法、醣类分子免疫学等。理学组设“六选三”科目，即从仪器分析、药效学特论、基础药学研究方法、药物设计及实务(必选)、药物分析方法、药效筛选等6门课程中选择3门课程。药学组设“八选四”科目，即从药用植物学、药效筛选、讯号传递、中药药理学、药物设计及实务(必选)、药效学特论、中药信息研究(一)、中药信息研究(二)等8门课程中选择4门课程。

1.2 中国医药大学

1.2.1 中国药学研究所

该所创立于1974年5月1日，创立时主要培养硕士研究生。于1992年11月18日成立“中国药学研究所博士班”。

1.2.1.1 办学理念

该所的办学理念是：以固有中国传统药学为经，从历代的丰富文献资料中整理、探讨、研究药学。以现代药学为纬，即以现代的科学方法、现代的药学理论，从各个药材的原植物调查、采集、鉴定，确定真品来源，进而从化学、药理学分析，探讨其有效成分、药理作用；探讨其效价，改良剂型，扩展其应用范围，开创新有效方剂。

1.2.1.2 主要课程设置

药学硕士研究生至少应修35学分(硕士论文6学分另计)才能毕业。硕士班必修的课程设有：本草学专论、药用植物学专论、药用动物学专论、药理学专论、生物统计学、生药学专论、植物化学专论、药局学专论、专题讨论、中药学专题讨论、生物科技专论、中草药产业技术。药学博士研究生至少应修20学分(博士论文12学分另计)才能毕业。博士班必修的课程设有：本草学特论、药用植物学特论、药用动物学特论、中国药学特论、中国药学研究方法特论、生药学特论、植物化学特论、药理学特论、药局学特论、中药学专题讨论、生物科技特论。

1.2.1.3 师资队伍

中国药学研究所现有专兼职教师19人，其中包括教授9人(专职6人、兼职3人)，副教授4人(专职3人、兼职1人)，助理教授6人(专职4人、兼职2人)。涉及研究领域包括：生药学、植物化学、中药药理学、中药质量管理、中药方剂学、中药炮制、中西药物相互作用、植物生理学、酵素化学、分子生物学等。

1.2.2 中药资源学系

该系于2002年成立，并于同年开始招生，主要培育中药专业的本科人才。

1.2.2.1 办学理念

该系以融贯中药系统、建立最新中药学术体系、培养中药专业人才为宗旨，培育中草药资源研发人才、中草药生物技术研发人才、中草药资源管理与行销人才等有特色的中药人才。

1.2.2.2 专业课程设置

该系的专业课设置为：生理学实验、本草学、生物技术概论、药用植物学、药用植物实验、分析化学、分子生物学、微生物及免疫学、药理学、仪器分析、中药药理学、生药学、药用物理化学、生物统计学、药用动物学、植物组织培养、中药炮制学、天然物化学、中药质量管理学、中药质量管理学实验、中药方剂学、中药药剂学、中成药商品学、中草药产品开发研究、中药调剂学、中药栽培学等。

1.3 大仁科技大学药学系暨制药科技研究所

1.3.1 办学理念

该系以配合医药及发展生物科技的政策，参酌国际药物发展趋向，旨在培育制药科技人才，为台湾制药工业培养各种制药事务，包括生技药物的研发制造等适用人才为目标。

1.3.2 专业课程设置

该系核心课程涵盖制药技术与药剂学、生物技术、生药学及药物化学等4个专业。学生除共同课“生物技术”外，分别依主修专业设专业课程，其中中草药技术专业课程必修课设有：天然物化学特论、高等有机化学、光谱学、中药药理学特论、科学论文写作；选修课设有：仪器分析、分离技术、中药鉴定学特论、中药炮制学特论、毒理学特论、组织培养学特论、生技药品工业制造技术、药用植物学特论、中药方剂学特论。

1.3.3 师资队伍

大仁科技大学药学系暨制药科技研究所现有专兼职教师30人，包括6位教授，18位副教授，6位助理教授，其中有25位具博士学位。

1.4 台北医学大学生物资源技术学系

该系为2年制在职进修专班，于1999年起招生。

1.4.1 办学理念

将“传统中国医药融合现代制造技术，使中药科学得以传承发扬”作为该系办学理念。

1.4.2 师资队伍

该系现有教师10人，包括教授4人，副教授4人，助理教授2人。

1.4.3 专业课程设置

必修60学分，公共选修10学分，专业选修18学分，毕业共计需88学分。必修课设有：生物科技讲座、传统医药概论、普通化学、本草学、药用植物学、生物化学、生物药品学、天然物化妆品学、仪器分析、物种鉴别、分子生物学、生物制剂学、药膳食疗学、药用植物栽培学、生理学、生物技术、有机化学、炮制学、方剂学、基因工程概论、天然物分析。选修课设有：生物技术信息、生物技术专利法规、酵素学、蛋白化学、海洋生物资源、微生物免疫学、企业管理、组织培养技术、药物食品法规、生物活性分析、细胞生物学、酦酵学、标准研究室规划、优良制造规范、医药法律与实务、醣生物学。

2 台湾中药教育培养模式存在的问题

据上述，台湾中药高等教育已涉及专科、本科、研究生等多层次中药人才的培养。但台湾在中草药相关教学方面，普遍缺乏深入的中药教学。如长庚大学天然药物研究所明确指出其中药教学理念就是培育有能力“以西药方法论进行中药研究的药学科技人才”。可见其自身的培养模式存在问题。

2.1 向“西化”趋势发展

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中图分类号：C931.3 文献标识码: A

1、问题的提出

传统的国际商业理论认为，国际化的战略决策完全是理性的，所以研究者经常忽略投资决策研究，过往的研究都主要关注决策转变的理性及可衡量的贡献方面，而忽略了高管团队(TMT) 作为决策制定者的作用，但恰恰此类研究能够解释外商投资如何做决策。海外扩张绝非空穴来风，而是一部分特定的决策制定者们的协商结果。然而，过往的研究主要都关注决策转变的理性及可衡量的贡献方面，而忽略了高管团队(TMT) 作为决策制定者的作用。当外商直接投资(FDI)的市场准入模式决策的实证研究被无数预测变量(例如公司、行业和国家特点)验证后，研究的侧重点就开始偏离个人和团队对决策的贡献了。

国际化视角的高管团队被认为能够积极应对多元的文化、制度和竞争环境，比起只具有本土视角的高管团队来说，决策的质量更高。

跨国经验和国籍多样性有可能影响国际化决策，因为他们的经验会带来不同的参数选择和决策结果。特别的，跨国业务经验给决策流程带来了诸如国际化市场的知识、技能、非正式工作组等好处，但是，这些经验都受到时间和地域的限制。另一方面，国籍多样性影响的是决策者本身的价值观和认知。国籍就像观察东西的透视镜：认知、收集、解释和利用信息，由此来给战略决策提供基础。在高管团队中，由于国籍的不同导致的认知的差异和价值观的不同对战略决策有着显著的影响。

2、已有文献综述

2.1 国外海外扩张模式的决策

国际贸易的一个基本问题之一就是公司如何进行海外扩张，诸多理论都已经用于解释海外扩张模式时不同的决策方法，其中交易成本理论和制度理论应用的最多。这些理论多以经济学理论为基础，重点关注理性决策与成本最小化和风险调整后的投资回报率的关系。

各方的争论焦点在于解释为什么合作控制式海外扩张模式相对于全面控制模式有相对较小的风险。合作型，股权在各方分享，这样，每一方承担的风险就较小。全面控制式市场准入带来高回报的同时，必定来带高风险。

近年来，作为交易成本理论的延伸，制度理论被广泛应用到海外扩张模式的决策中。根据这一理论，环境不确定性是国外市场进入的重要影响因素。制度和文化背景变量决定着这种不确定性，并与传统的交易成本变量共同解释海外扩张模式的决策。文化的差距可能影响目标市场的管理成本和不确定性的评估。文化差距越大，国外直接投资的环境不确定性和风险的感知性最高。

全面控制式的海外扩张模式更易于受环境的不确定性和进入风险的影响，因为它不是很灵活且需要更高的不可逆的投资。随着环境不确定性的升高，母公司会选择减少控制权的治理方式，而不是全面控制模式，为的就是控制风险承担。同时，本国和目标国家由于文化不同而产生的风险容忍度和成本控制的差异，也可能通过共享产权而缓和。

2.2 管理特点和行为管理战略决策

之前的海外扩张模式研究都以理性决策模型为基础，对管理特点关注较少。于此相反，组织行为学理论意识到有限理性会在某种程度上影响到决策制定者。

高管团队面临的最根本挑战是在高不确定下制定战略决策过程中遇到的各种复杂的，经常是模糊的刺激因素。在这种情况下，每一个刺激因素都不能带来清晰的理想的决策；高管团队面临来自组织内外部太多的信息量，以至于这些信息不能被他们完全的理解和吸收。研究已经表明人类试图通过启发法(“经验法则”)减少认知努力和改变认知结构来整合各种信息做出某个决策。尤其是，高管团队应用他们已有的认知模式有效的组织和加工信息，简化决策流程这样，决策制定者能够在未检查所有已知信息的情况下做出相对准确的决策。

依据高层梯队理论，可观察到高管团队的人口统计学特征能够推断心理认知基础和价值观，而心理认知基础和价值观可以看作战略决策的有力预测因素。四个高管团队的特征已经可以拿来影响战略决策: 高管的任期，任职经验，正式教育背景和跨国经验[1]。一些研究报告系统的说明了高管团队任职经验和组织战略的关系，例如，与组织的运营国际化倾向或海外扩张模式的决策有关。处于同样的原因，高管团队的跨国经验已经和组织在国际市场上有效的运作联系在一起。

2.3 民族文化和战略决策

一个重要决定高管战略方向和喜好的因素却经常被忽略的是国籍。跨文化心理学认为，原始的国籍影响潜在的定位、价值观和认知[2]。这些由国际产生的素质，反过来影响着一个人的行为和如何被一个集团接受[3]。许多文化的思维、感情、行为都是在儿童时代习得的，因为那时候容易受到学习和同化的影响。这种模式深深的植根在心理，一旦在一个人的脑子里建立起来，在后续的一系列经历中很难再去改变。

很少有研究民族文化和高管团队战略倾向的关系。Geletkanycz证明文化价值观显著的影响高管的组织现状变革的开放性[4]。类似的Hambrick et al认为跨国经验的习得和接触，在某种程度上能够克服国籍带来的差异，但是国籍带来的差异很难改变[5]。出于同样的原因，饱经风霜的高管们因国籍不同所带来的差异在我们已有的数据中要比年龄，教育背景等变异多得多。因此，由于国籍不同带来的价值观不同强烈影响者高管团队对战略行动的偏好。所以，我们认为民族文化影响者市场国际化的进入和运营。

3、研究模型与假设

3.1 跨国经验和海外扩张

海外扩张决策的交易成本非常不确定且风险高。扩张所需要的信息，由于“经验的鸿沟”很难到本土和目标国家传递和解释。结果，海外扩张决策很可能受到决策制定者过去的知识和经验的影响。

先前的经验告诉我们，高管团队国际业务经验水平帮助减少国际扩张的不确定性。例如，跨国经验帮助增加跨国市场机会的识别意识。所以，跨国经验可以作为文化知识的，这种知识是成功制定和实施国际战略的必要条件。

高管团队中已经积累外国文化和国际业务经验的成员能够更好的应对国际运作的不确定性。因此，他们通常会比没有此背景的成员认为外商直接投资的风险更小。

高层梯队理论强调团队层次的经历的重要性，我们认为跨国经验更能够影响跨国战略决策，当高管团队成员都有类似经历。如果团队中成员拥有完整的国际业务经验，他们可能分享相同的海外扩张模式的偏好。总的来说，这些论点都表明，TMT拥有国际经验更可能选择全面控制而非合作控制模式当国外扩张时:

假设1 ：TMT 跨国经验与尤其是全面控制式海外扩张模式正相关。

假设2：TMT 跨国经验与尤其是全面控制式海外扩张模式负相关。

3.2 国籍多样性和海外扩张

在团队架构设置，战略家拥有不同的文化背景和价值观和认知模式，当他们识别问题时，能够从各个方面的看待问题。当给到他们不同模式去选择，他们会选择不同的战略并期待不同的结果。文化价值观的不同会导致对于不同战略决策的争论和主导。高层梯队的认知的多样性经常与冲突和意见不一致有关。当我们发现高层梯队情感冲突会负面形象决策质量，认知冲被认为能正面影响战略决策[6]。

在国际决策过程中，不同的观点和富有意义的争论大多因为高管团队，他们的国籍的不同能够帮助产生和精炼选择。例如，Watson, Kumar, and Michaelsen发现文化群体的不同会比统一的文化群体在观点和选择上表现的更有价值。高管团队拥有不同的国籍背景更有可能参与到建设性的争论，因此考虑独资公司而非合资公司或者合作企业，忽略他们进入市场的风险[7]。

国际合作企业的特点是至少有两个或者两个以上的文化相互融合建立起来的相互依赖性。国际合作企业的成功依赖于文化的融合和统一。高管团队代表了国际合作企业中文化团体，他们作为国际合作企业生存的文化载体。高管团队文化差异导致了他们更容易选择合作形式的海外扩张模式。因此，高管团队国籍多样性更易于接受国际合作形式的风险和复杂性，比起国籍同一性的高管团队来说。

此外，国籍多样性的高管团队的认知模式和价值观都是经历过国外市场的洗礼才能够准确的评估制度和文化的风险。国籍多样性的高管团队能够更好的评估环境的不确定性，因为他们关注过很多国际的市场环境由此提升了他们扫描，翻译和利用相关信息的能力[8]。因此，依据认知和价值观的多样性，国籍多样性的高管团队更愿意强调合作控制和分享成本的好处，他们愿意与国外企业合作来减低不确定性和获得更多本土市场的信息。于此同时对与跨文化差异更加自信的，合作的不平等也会消除：

假设3：TMT 国籍多样性与/尤其是与合作控制式海外扩张模式正相关。

假设4： TMT 国籍多样性与/尤其是与合作控制式海外扩张模式负相关。

4、研究样本

4.1 样本及变量

数据来源于165个公司7年内的数据。高管团队的特征来源于企业的年报和网站。公司和行业信息来自专业网站。

之前国外海外扩张模式可分为两个类别：合作控制 (设定为 1)和全面控制 (设定为0)。国际合作企业，是把两个或者两个以上的公司资产组合在一起，投资公司获得部分的东道国实体所有权。因此，国际合作企业认为是合作控制。新投资收购被认为是全面控制海外扩张模式，这里投资公司占有东道国实体95%以上的所有权。

我们公司规模取了对数，公司规模一直是影响海外扩张模式的标准之一。我们控制组织规模，通过取对数来做比较。公司的规模是海外扩张模式的影响因素。之前的国际化参与程度可以影响之后的类似决策。因此,我们控制国际多样化，我们用熵的概念来衡量国际多样化，计算公式为∑Pi ln(1/Pi), 其中 P 代表区域销售占公司总销售额的百分比。

由于行业的特点也会影响到国外海外扩张模式的决策，我们把这个变量称为行业活力，它会反映环境的波动和行业的动荡。

与之前的文献一致，所在国家的环境不确定性，可以从两个方面衡量，这两个方面都能影响海外扩张模式的决策。基于Hofstede's的文化分数，一个基于四个文化规模的复合指标(例如，权力距离，不确定性回避，男性主义/女性主义的，个人主义的)。文化差距由以下公式算出CDj=∑[(Iij-Iiv)2/Vi]/4, 这里 Iij 代表第i个文化维度和第j个国家，v代表瑞士，Vi代表第i个维度的方差。

东道国治理质量是基于Kaufmann, Kraay, and Mastruzzi在2009年建立的理论之上。我们把以下东道国治理质量的6个维度（话语权和问责权、政治稳定性、政府效率，监管质量、法律规则和腐败控制）取平均数并用单指标测量方法。值的范围从-2.5到2.5 ，更高的值代表更高的治理质量水平。国籍认为是高管出生的国家。高管团队国籍多样的程度性依据Blau指标,这是一种群体一致性的测量方法，在TMT 研究中非常常见。Blau指标应用公式 B=[1-∑(pi)2]，p是第i组人数的百分比，B的值越高该变量的异质性越高。TMT 跨国经验通过TMT成员不包括CEO的国际经验的比例 CEO 跨国经验被看做一个虚拟变量，如CEO 拥有跨国经验，虚拟变量为1否则为0。过去研究经验表明 CEO 跨国经验影响海外扩张模式决策。我们进一步研究，TMT 人口统计学分布被证明能够影响战略决策。TMT 高管团队职责多样化和TMT 教育程度多样性是通过高管个人现行的功能和教育背景Blau指数测量出的。功能是依据Wiersema and Bantel 的十个类别变量测量的：(1) 产品(2)营销销售 (3)工程 (4) 财务会计 (5) 综合管理 (6) 研发 (7) 法律 (8)人力资源 (9) 物流(10) 其他。教育背景分为四类：(1) 商业 (2) 法律 (3) 工程(4) 其他。 TMT 行业经验多样性由高管团队成员先前的行业经历来衡量。TMT 任期多样性通过高管的任期的相关系数来测量。最后，我们控制高管团队的规模，通过成员数量来测量。

4.2 分析策略

文献表明海外扩张模式决策-尤其是在全面控制模式和合作模式之间的决定，它们所依据的变量必须属于不同层次水平。海外扩张模式受到母公司水平的影响例如，主流逻辑或者历史经验等，然而扩张决策由国外直接投资和母国的情况共同影响。由于母公司有许多其它的国外市场进入，这些决策不是独立的而是相互作用的。这种非独立的观察数据可能会导致统计结果不正确。

研究的设计旨在研究一款嵌套结构，这里国际扩张决策植根在公司决策里。由于有一些管理方面的一致性，国外扩张更有可能与之前的相似而不是每次扩张决策都不一样。所以，在7年之内控制多个国际扩张之间的互独立性非常必要。这让我们收集一个结构化的数据，包括2个随机的变量：公司内部的国际扩张决策（第一个水平）和公司之间的国际扩张（第二个水平）。嵌套的数据结构包括两个层次不能解释的变量以及不能完全被最小二乘法回归分析代替的变量。相反，多层线性模型是多次回归的扩展，包括了嵌套的随机系数，是我们推荐的方法。

我们应用多层伯努利分析合作控制或全面控制模式。模型包括母公司水平的变量例如，公司规模，公司国际化程度作为公司层面的变量。TMT特点和母所在公司国家的情况（文化距离和治理质量）作为决策变量的第一个水平，在外国直接投资时测量。

5、研究结果

表格 1 提供了均值，标准差和变量的相关分析。样本中的公司，涉及在88个国家的190个国际合作、450个国际兼并和419个新建投资，历时7年 (2001-2007)。TMT 团队中外国人的人数是1.99, TMT组成中不同国籍的平均人数是2.41。

表格1 : 均值、标准差及均值

变量均值标准差最小值最大值 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14

公司规模

8.99

1.90

1.20

11.73

公司国际化程度 1.22 0.34 0.00 2.17 0.25 1

行业活力 0.03 0.03 0.00 0.27 0.23 0.01 1

CEO 跨国经验 0.41 0.49 0.00 1.00 0.24 0.15 -0.20 1

TMT规模 7.10 3.02 2.00 21.00 0.37 0.17 -0.04 -0.05 1

TMT行业经验 0.41 0.32 0.00 1.00 -0.24 -0.12 0.09 0.06 -0.08 1

TMT任期多样化 0.47 0.24 0.00 1.29 0.16 -0.08 -0.13 0.10 0.00 -0.02 1

TMT教育多样化 0.47 0.19 0.00 0.72 -0.29 -0.09 -0.07 -0.00 0.08 0.00 -0.10 1

TMT职责多样化 0.57 0.20 0.00 0.88 -0.17 0.08 -0.26 0.12 0.16 0.03 -0.19 0.25 1

TMT跨国经验 0.32 0.30 0.00 1.00 0.31 0.15 0.01 0.40 0.08 0.04 0.00 -0.24 0.04 1

TMT国籍多样化 0.45 0.26 0.00 0.90 0.51 0.19 -0.12 0.18 0.38 -0.08 -0.05 -0.02 0.14 0.33 1

文化差异 1.26 1.65 0.05 21.61 -0.01 -0.01 0.04 0.02 -0.15 -0.06 0.05 -0.03 -0.02 0.18 0.05 1

管理质量 1.13 0.66 -1.66 1.96 -0.10 -0.06 -0.06 -0.07 0.13 0.04 -0.03 0.06 0.03 -0.23 -0.16 -0.51 1

进入模式 0.18 0.38 0.00 1.00 0.06 -0.08 0.02 0.09 0.03 0.04 0.05 0.02 0.12 -0.06 0.06 -0.03 0.00 1

所有的相关性都大于0.7，显著。

表格2: 多层线性伯努利结果分析：TMT特征对合作控制或全面控制海外扩张模式选择可能性的影响

分析水平变量样本1 样本2

相关系数标准误差相关系数标准误差

分析水平2:

公司层面公司规模 -0.05 0.13 -0.07 0.13

公司国际化程度 -0.70 0.57 -0.47 0.60

行业活力 -2.02 7.09 -0.09 7.09

分析水平1：

决策层面 CEO国际经验 -0.07 0.38 0.37 0.42

高管团队规模 -0.06 0.05 -0.08 0.05

高管团队行业经验 0.70 0.58 0.56 0.61

高管团队任期多样化 1.54* 0.68 1.31 0.74

高管团队教育程度多样化 -0.56 0.96 -1.20 1.06

高管团队职责多样化 2.07* 1.00 1.96 1.05

高管团队跨国经验 -2.63*** 0.78

高管团队国籍多样性 1.96* 0.86

文化差异 -0.01 0.10 0.01 0.10

管理质量 -0.23 0.19 -0.21 0.20

截距Intercept -1.6*** 0.27 -1.94*** 0.33

表格* p < .05*** p < .001

表格 2 显示的是假设测试。假设1和2，我们发现TMT 跨国经验与选择合作模式的可能性成负相关，全面控制模式(b = -2.63, p

6、研究结论

海外扩张模式是国际扩张的关键决策。国外海外扩张模式是合作控制还是全面控制对于投资风险、组织控制和资源非常重要，而这些决定最终由高层管理者决定。之前的研究没有高管团队的组成对国外市场准入决策的影响。本文研究动力在于补全这个空位，通过研究高管团队的管理特点可能影响海外扩张模式的决策。

通过调查研究理性因素的角色、高管团队特征和国际战略的关系，共同研究海外扩张模式。我们的研究结果认为跨国经验和国籍多样性在高管团队的层级上来说，是国外是海外扩张模式决策的相关预测因素。

本文研究的贡献是建立国籍多样性的有效性作为理解TMT多样性的重要因素。尽管雇佣外国国籍的高管呈上升趋势，TMT国籍多样性对战略决策的影响至今没有被广泛研究。我们用理论模型和经验共同证明，国籍多样性与其它的TMT多样性特点不一样，例如，跨国经验，教育背景，它对研究TMT 多样性更有价值。如图1，国籍多样性会导致合作控制式海外扩张模式偏爱而不是全面控制，拥有国际经验的TMT组成则容易选择全面控制式。总之，这些发现证明跨国经验和国籍多样性代表了不同的管理经验，这些经验可以不断的应用在国际战略决策流程中。

我们的研究对于实践者来说意义重大。当国籍并不是选择高管团队成员的主要因素的时，这篇文章给他们强列的冲击，国籍对国际海外扩张模式的决策影响非常重大。所以在选择高管时，在关注国际业务经验的同时也应注意到TMT国籍的组成结构。进一步说，能够意识到潜在战略方向来自个人的背景和经历，能够帮助解释国际贸易中战略决策的有限理性因素。国际扩张的决策不仅依据的是理性的成本利润和风险的考虑，还受到决策制定者个人特质的影响。理解和注意到高管成员的特质，能够更好的理解他们制定战略方向的理性动机。

最后，我们的研究也证明了长期以来的努力，证明文化身份在高管团队研究中的地位。事实是，高管团队的战略视角，深深植根于他们国家的文化里，对与高管本身的培训和发展都有重要的意义。当跨国经验能够通过出国实践获得，这种经验，在某种程度上受到自身国籍影响。因此，人力资源管理实践旨在通过外派出国来获得国际经验的方式，还要认识到拥有这种经历的人不能替代高管团队中所有的外国国籍的人。

参考文献：

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Study on the Emphasis of Nationality Diversity

and Foreign Experience on TMT overseas expansion decision-making

SHEN Shu-meng, GE Yu-hui

篇9

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2012）11-0048-03

微观金融学的发展经历旧金融学、现代微观金融学和新微观金融学（罗伯特·豪根，Robert Haugen，1999）。十九世纪60年代前即“旧时代金融”，当时主要是通过会计财务报表分析来研究金融；“现代微观金融学”则是以有效市场假设、资本资产定价理论和现代资产组合理论建立起来的金融经济学，着重分析价格发生机制和金融市场效率问题；本世纪80年代“新金融”产生，依赖行为金融学理论，研究投资者的有限理性以及无效率市场。

一、旧微观金融学

早期的金融研究包括李嘉图在1821年对整体市场价格水平和相应的货币供求问题以及利率决定等问题的研究；维克塞尔（Wicksell）在1898年通过利息理论把宏观金融问题与经济增长和经济危机等结合起来考虑。当凯恩斯革命引致的现代宏观经济学诞生时，宏观金融学也相应形成，核心即货币经济学，它随着人类社会的发展从封闭的研究环境逐渐拓展到开放的经济环境，国际金融问题也逐渐成为重要内容。宏观金融学的核心内容——货币理论也成为宏观经济学中的重要内容被不断改进。

最初的微观金融学仍主要停留道琼斯式的简单数据采集、统计分析和经验法则（Rules of Thumb）水平上。经过巴舍利耶（Bachelier L.）、马科维茨（Markovitz D.）、德布鲁（Debreu）、托宾（Tobin J.）、夏普（Sharpe W.）、萨缪尔森（Samuleson P.）、布莱克（Black F.）、默顿（Merton R，C.）、哈里森（Harrison D.）、克里普斯（Kreps）、达菲（Duffie D）等经济学家们的努力，它与正统经济学结合并向严格的经济科学发展。

微观金融思想源于克来默（Gabriel Crammer，1728）和伯努里（Daniel Bernouli，1738）在不确定环境下的最初思考，200年后成为微观金融学的基础。传统微观金融学的典型代表作品是本杰明·格雷厄姆和大卫·多德的《证券分析》以及亚瑟·斯通·丢寅的《公司金融政策》，其分析范式是用会计和法律工具来分析公司的财务报表以及金融要求权的性质。

二十世纪早期，费雪（Fisher I，1906）、希克斯（Hicks，1934）、凯恩斯（Kenyes，J.M.1936）等重新审视不确定环境下的决策问题。马夏克（Marschak，1938）在1938 年就试图用均值—方差空间中的无差异曲线来刻画投资偏好。拉姆齐（Ramsey，1927）开创性地提出了动态的个人（国家）终身消费/投资模型。它使得主流经济学家们再次重视时间和不确定性。

二、现代微观金融学

现代微观金融学的启蒙是伊曼·摩根斯坦（vonNeumann-Morgenstern，1947）的期望效用体系。博迪和默顿（Bodie和Merton）认为，微观金融学是一门研究人们在不确定环境下如何进行资源跨期配置的学科。二十世纪50年代马柯维茨的均值—方差理论成为现代微观金融学的标志，也是整个现代金融理论的奠基石。之后，夏普（Sharpe）、林特纳（Lintner）、莫辛（Mossin），建立一个由期望效用公理体系出发的单期一般均衡模型—资本资产定价模型（capital assets pricing model，CAPM）。二十世纪70年代后，布莱克和思科尔斯的期权定价理论标志着开始了一个新的金融时代。

现代微观金融学的基础是金融经济学，其核心是单只证券或若干证券组成的资产组合定价。遵循一条逐渐背离经济学的一般均衡思想的路径：

资本资产定价模型。一般均衡条件下，市场由所有同质当事人组成，个体当事人的约束条件下的最大化的均值—方差效用，即两基金分离定理。

布莱克—思科尔斯期权定价理论。它构造一个期权资产组合，其价格遵循几何布朗运动，结果是无风险的，在无套利的情况下，它的收益必然等于无风险利率。

罗斯套利定价理论，罗斯将布莱克—思科尔斯期权定价理论中无套利条件扩展为一个一般性的“资产定价基本定理”——无套利假设等价于存在对未来不确定性的一种“等价鞅测度”，可是，本质来说依然是一种均衡理论——关于当事人的理导致无套利均衡的理论。

现代微观金融学的方法论。无套利均衡分析是采用组合分解技术，利用基本的金融工具（如远期协议、期货、期权及互换等）组装成具有特定流动性和收益/风险特性的金融产品，或者分解金融风险，又或者是分解后加以重新组合，本质上是用一组金融工具来“复制”另一组金融工具的技术，即无套利均衡分析方法的具体化。

总体来说，微观金融从单期到跨期、从个体决策到市场动态一般均衡的拓展，依赖于无套利分析方法，建立起一个学科体系，在不确定环境下在时间和风险约束下，获得资源的最优配置和市场均衡，并对资产进行定价。

三、新微观金融学

二十世纪80年代中期，随着计算技术的进步和主要金融市场数据库的建立，金融学家们从不同角度对金融理论进行了广泛的实证检测。新的研究发现否定了传统资产定价研究的结论：单个资产、资产组合、基金和投资策略的平均收益与其贝塔系数不相称。CAPM并非衡量风险的合适模型。收益具一定程度的可测性。例如，股息率、短期债券收益率、长短期国债收益率差、金边垃圾债券收益率差、商业周期指标等可预测股票收益的时序变化（法玛和弗伦奇，Fama和French，1989）。三因素、四因素模型对股票收益变化具有较强的解释能力。法玛和弗伦奇（Fama and French，1993）证明了三因素模型（市场因子、规模因子和价值因子能够解释70%—80%的美国股票收益变化。在其他市场也发现了类似的实证证据，包括中国在内的新兴股票市场。

市场现实和金融经济学在数学知识上的匮乏促使豪根推出了所谓的新微观金融学。豪根认为，新微观金融学就是用统计学、计量经济学和心理学来研究非有效的市场。豪根认为，新微观金融学分析范式的核心就是建立“归纳性”的特别因素模型（Inductive ad hoc Factor Models），他认为预期收益模型——就单只证券来分析其特有的影响预期收益的因素，陈，罗尔，罗斯（Chen 、Roll、Ross）的风险因素模型——寻找那些能够说明股票收益同通货膨胀率、GDP等之间相关性的因素，以及卡内曼（Kahneman）及特沃斯基（Tversky）开创的行为微观金融学，分析当事人在收益和风险之间时而精确计算又时而陷入情绪冲动的行为。

1951 年伯勒尔（Burrel）首次将行为心理学结合在经济学中来解释金融现象，将投资模型与人的心理行为相结合的金融新领域。1979 年，卡内曼和特沃斯基（Daniel Kahneman和Amos Tversky）正式提出了预期理论，它的假设更接近现实，严重动摇了传统微观金融学所依赖的期望效用理论，并为行为金融学奠定了坚实的理论基础。二十世纪80 年代以后行为金融学发展很快，并在90 年代获得了突破。塞勒（Thaler，1987，1999）研究了股票回报率的时间序列、投资者心理会计等问题。席勒（Shiller，1981a，1981b，1990）主要研究了股票价格的异常波动、股市中的“羊群效应”（Herd Behavior）、投机价格和流行心态的关系等，并成功预测了2000 年由于网络股泡沫破灭引起的历史上最大一次股灾。1994 年，谢夫林和斯塔特曼（Shefrin和Statman）提出了行为资产定价模型。2000 年，两人又挑战资产组合理论，提出了行为组合理论。此外，里特（Ritter，1999）对于IPO 的异常现象的研究，卡内曼等（Kahneman等，1998）对反应过度和反应不足切换机制的研究都引起了学者们高度的关注。

行为金融学以期望理论为基础，结合心理学和行为学对投资者行为进行研究，针对现代金融学有效市场假说的三个假设分别提出了质疑：非理或有限理；投资者非理并非随机发生；套利会受到一些条件的限制。行为金融学在此基础上，逐渐形成了期望理论等基础理论。新微观金融学理论仍存在争议的地方：

如迈金莱《非随机游走于华尔街》中市场表现出大量的同有效市场假说相对的异常现象，但是法玛在1998年《市场效率、长期收益和行为金融学》中，反驳在对市场异常现象研究中，没有明显证据表明长期收益具有系统性的反应过度或反应不足，而长期收益反转如同长期收益持续那么频繁。因此，非有效市场和有效市场可能都不完全正确。

新微观金融学的致命缺点是用归纳推理而不是演绎推理，将归纳推理用于案例分析、计量模型是无可厚非的，但是想“归纳”出一个理论则缺乏基本的逻辑基础。行为金融学模型研究的重点停留在对市场异常和认知偏差的定性描述和历史观察上，不能从最基本的假设出发，在一个统一的框架下对金融市场定价问题给出一个全面、令人满意的解释。

对于证券市场有效性研究方面，作为EMH的创始人法玛（1998）认为，尽管大量数据显示股价长期回报异常（long term returnanomalies）的存在，市场仍是有效的，异常只是一种“偶然结果”，而且，大部分异常是与方法模型有关，适当选择方法能消除异常。另外，EMH 的反对者并没有提出一种更好的替代方案，因此，现阶段EMH仍是最好的金融市场理论。

四、比较与启示

现代微观金融学和行为金融学的研究内容是统一的，两者都是研究如何在不确定的环境下通过资本市场对资源进行跨时期的最优配置，重要的任务都是资产定价。斯塔特曼（Statman，1999）认为：两者本质上没有很大的差异，都试图在一个统一的框架下，利用尽可能少的工具构建统一的理论，解决金融市场中的所有问题。唯一差别的是行为金融学利用了与投资者信念、偏好以及决策相关的认知心理学和社会心理学的研究成果。现代微观金融学和行为金融学的不同点主要表现在：

第一，现代微观金融学承袭了传统经济学“理性人”的基本分析假定，但忽视了对微观个体实际决策行为的分析（卡内曼，斯拉夫，特沃斯基，Kahneman，Slovic、Tversky，2000）。而行为金融学源于心理学、社会学、人类学的行为理论为基本分析工具，视野更加开阔，对金融行为理性与否的定性既涉及偏好的形成过程，也涉及决策和判断形成过程。行为金融学认为人类特有的认知方式的传导过程使得投资者产生过度自信、过度反映等认知偏差，产生严重的系统性错误，从而导致非理的发生。

第二，市场是否有效是行为金融学与现代微观金融学理论冲突的核心。行为金融学的噪音交易模型把投资者划分为理性套利者和噪音交易者（非理性投机者）两类，理性套利者在一定程度上转化为噪音交易者，加大了风险资产的价格波动并削弱市场效率（Van Raaij，1981）。

第三，行为金融学与现代微观金融学的不同在于前者以人们的“实际”决策行为为研究起点。人的实际决策行为受决策时的环境、状态、心理状况等许多因素的影响。对同一现象或同一信息，人们在不同的状态下会给出不同的解释，并做出不同的决策。研究者们往往对不同时期、不同市场的数据采用不同的资产定价模型处理，研究结果不免有失客观性。哈瓦维尼和凯姆（Hawawini 和Keim，1998）曾采集了不同国家、不同时期的金融数据，与不同的资产定价模型进行比较，得出的结论却是自相矛盾的。最终，他们不得不回到法玛（Fama，1991）的论述：市场有效性必须和相关的预期收益模型同时得到证明，在现有金融手段下，用市场有效性前提下的预期收益模型是无法检验市场有效性的。

行为金融学和现代微观金融学有许多分歧，主要分歧在于前提假设中的投资个体理性与否。行为金融学认为，通常情况下概率和效用评估等主观判断、决策行为依赖于有限的可供利用的信息，而这些依据直观推断和经验规则得到的信息会产生系统性偏误。但当错误的结果重复地出现时，人们就会从中学习，许多不确定情形下人类判断的认知偏差就会逐步消失，再加之适当的引导，即使人们的初始行为是非理性的，其最终的行为方式也会逐渐变得理性起来。所以，从时间延续、场景重复、信息逐渐完备的意义上看，行为主体是趋于理性的。而且，行为金融学和现代微观金融学的一些基本模型和结论是一脉相承的。如行为金融学的行为组合理论（BPT）一般被看作是现代微观金融学中现代资产组合理论（APT）的扩展。可见，两种理论又是可以调和的。

参考文献：

[1]Bodie，Z.，and Robert C.2000，Merton，Finance. London： Pearson Education Inc.

[2]Leroy，Stephen F.，and Jan Werner，2001，Principles of Financial Economics.NY Cambridge University Press.

[3]Merton R.，1996，Continuous-time Finance.Blackwell.2ed.

[4]Markowitz，H.，1952，“Portfolio Selection”，Journal of Finance 7（1），March：77-91.

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JEL分类号:J11　中图分类号:F832　文献标识码:A　文章编号:1006-1428(2011)10-0015-08

一、引言

自我国实施住房改革以来，房地产市场的快速膨胀和价格上涨使其成为社会各界关注的焦点。综合宏观形势和中国特有国情，推动我国房地产价格快速上升的动力因素主要来自三方面:一是中国人口在时间和空间上的特殊分布，即城市化和人口红利是决定中国住房价格中长期走势最重要的因素之一。高速发展的城市化以及1962-1980年出生的婴儿潮人口，使得购房适龄人口进入刚需为主导的高消费阶段，极大地推动了住房价格上涨。二是国内中央、地方分税制度造成地方政府高度依赖土地财政，地方政府存在推高房价和地价的强烈动机。1994年分税制改革以来，地方政府财权和事权有所脱节，财政支出缺口部分主要靠土地出让金和房地产相关税费解决，一定程度上也推高了房价。三是锚住美元的货币发行机制及长期低利率货币政策是推动房价上涨的另一因素。由于人民币汇率主要锚住美元，在美元长期贬值过程中，也引发了人民币的对内贬值，再加上不断增长的外汇储备导致的大量基础货币被动投放以及长期的低利率政策均推高了国内房价。上述因素中，无论以何种角度考量，人口无疑是决定房价最重要的因素，即使未来货币政策和分税制不发生根本性改变，未来人口结构因素仍将成为左右中国房地产价格的最重要因素，而且越从长远的周期来看，其对房地产价格的影响力也越大。因此，在现阶段，特别是国内人口红利即将出现拐点之时，研究人口因素对房地产价格的影响具有较强的现实意义。

二、人口因素对住房价格影响研究综述

(一)国外研究

住房价格的形成及变动机理一直是学界关注的焦点，早期学者往往采用GDP、CPI、人均收入、失业率等指标来探讨住房价格变动，之后逐渐采用经济及社会变量等复合指标来进行研究。上世纪90年代后，人口因素开始被引入房地产价格分析框架，并将其作为一个重要的变量指标进行研究。

曼基瓦(Mankiw)和威尔(Will)在1990年用缩约模型(Reduced Form Model)对出生率等人口指标进行研究。发现二次大战后全美婴儿潮一代人口集中进入购房阶段是导致美国20世纪70年代真实住宅价格上升的主要原因。

凯斯(Case)、席勒(shiller)在1990年对1970年至1986年美国四个典型城市的季度数据进行量化分析，并选取了独立住宅重复销售价格指数及人口学指标进行时间序列截面回归分析，发现住房价格、房地产行业若干年份的超额利润率与城市成年人口数量呈现非常强烈的正相关性。

勃特巴(Poterba)等人在1991年分别对美国39个典型城市从1980年至1990年的城市年度数据进行分析，选取住房价格中位数及人口数量作为变量，在对人口因素与住房价格相关性研究中发现，成年人口数量变化与房价变化有非常强的正相关性，但人口数量不是影响房地产价格的主要因素。

克莱普(Clapp)和Gaccoto在1994年对美国3个典型镇从1981年到1988年的重复交易住宅价格指数和评估价值住宅价格指数月度数据进行分析，发现在经济和社会因素中人口因素对住宅价格变化具有较好的预测能力。

梅尔佩兹(Malpezzi)在1999年对美国133个城市自1979年到1996年的区域统计数据进行量化分析.选取人口因素及基于HedonJc模型的住宅价格指数进行时间序列截面回归分析，证明住房价格不是随机游走，是可以被人口因素所预测的。

奎克利(Quigey)在1999年对美国41个大型城市的区域年度数据进行分析，选取平均住宅价格、总人口、家庭数、居住和出租住宅空置率等指标.研究结果表明经济基本面相关指标在一定程度上可以解释房地产价格走势，但从短期来看不能解释太多的市场波动；从更长远的时间区间看，人口因素对房地产价格的解释力度要优于经济基本面指标。

美国学者斯图尔特(Stuart A.Gabriel)、乔伊(JoeP.Mattey)和威廉(William L.Wascher)在2000年运用量化经济学工具和人口学理论进行研究，并对全美重点城市的住房价格作跟踪监测，发现大规模的人口地区迁徙是近几十年来加利福尼亚等周边地区住宅价格变化的主要因素。

MikiSeKo在2002年对日本46个县从1980年至2001年的年度数据进行分析，并对私人拥有住宅的平均销售价格、人口等指标作面板数据的自回归模型分析，发现日本各地区的住房价格与人口因素存在较强的相关性，模型具有较强的预测性。

(二)国内研究

国内由于房地产业起步较晚，统计数据相对缺乏，绝大部分对房地产价格形成机制的研究都在定性研究范畴内，定量方面也局限在对数据容量要求不高的主成分分析、面板模型等方面，且以人口作为单一因素的研究文献相对较少。

谢贤程(香港)于1992年在Mankiw和Will的研究基础上，进一步修正了住房需求模型，D=h(R*Y)*N，其中D为住房需求总量，R为租赁价格，Y为GDP，N为人口总量，为国内房地产研究中的人口因素分析奠定了基础，但模型仍侧重于人口与住房需求的关系，尚未完全过渡到房地产价格研究。

沈悦、刘宏玉在2004年利用国内14个城市的住房价格和经济基础数据通过面板模型来分析内在关系，发现城镇家庭可支配收入、人口总量、空置率等变量均与房地产价格存在显著相关性。

此外，国内吴庆玲在2004年对房价影响因素的研究中发现，除经济因素外，人口数量与住宅价格存在密切联系。林志远在2007年的研究中发现.有购房需求的人口数量将对房地产价格产生重要影响。

三、住房价格与人口年龄结构需求模型

根据有关住房价格形成机制及新古典经济学理论，商品价格由供给和需求的数量关系决定，价格水平的变化同时引导供求数量的调整，在完全竞争的条件下依靠市场力量自动调节资源配置。在我国的房地产市场中，一方面土地供给由政府直接调控，供给缺乏弹性；另一方面，由于住宅市场寡头垄断的市场竞争状况，住房销售通过人为手段造成住

房有效供给不足，综合两方面因素，我国的住房供给变得缺乏弹性。在住房供给缺乏弹性的情况下，住宅价格更大程度上由影响住房需求的因素决定。而对于住宅的需求直接来源于人，人口变动会通过生产、消费、储蓄等基本经济行为对住宅价格产生影响，因此，在中国特殊国情下，人口的变动最终来源于人口数量和年龄结构，成为影响住宅价格的主要因素。为便于量化，本文剔除了影响住宅价格变化的次要因素，直接从人口年龄结构和数量变化来进行分析。

本文的分析基于以下几个假设，一是由于存在代差时滞以及城镇化导致的人口增长负面效应，导致即使目前放弃“计划生育”，也难以在短期内(几十年内)扭转中国人口老龄化的趋势；二是基于国情，国家很难完全放开境外人口入境；三是短期内无实质性的新技术革命发生；四是人口红利结束后，通缩将成为经济常态。

为分析国内人口年龄结构与住房价格的相关性，并深入研究人口年龄结构变化对我国住房价格的影响，根据本文研究思路和框架，首先通过历史数据构建住房价格与人口年龄结构模型，找到两者关系方程。

(一)模型构建

根据Panel Data数据模型表达式，得出:

Y　(house price index)=a1X1+a2X2+a3X3+a4X4,+a5X5+a6X6+a7X7+e，其中e是随机干扰项，al、a2、a3、a4、a5、a6、a7为回归参数。

(二)指标选取

考虑到1998年实施房改，以及政策时滞因素，本文主要选取2000年至2009年的相关数据作为统计依据。

自变量:以(O-9岁)、(10-19岁)、(20-29岁)…(50-59岁)、(60岁以上)各年龄段人口数量作为模型自变量。

因变量:以2000年为基数的住宅销售价格指数。

(三)买证分析

1、第一次回归分析。

将变量指标带入模型，并利用spss软件回归分析的逐步进入法(Stepwise)进行分析，结果如下:

逐步回归进入法(Stepwise)是向前选择和向后消去法的结合，根据对F值“小于0.05”的引入条件及“大于0.1”的剔除条件，自变量(40-49岁组)对因变量贡献最大，先进入回归方程，随后系统又将对因变量贡献次之的自变量(30-39岁组及50-59岁组)引入回归方程，构建三变量模型1，模型1顺利通过F值检验，显著性拒绝总体回归系数为0的原假设；但未能通过t检验，初步分析是由于三组自变量具有较强相关性，使模型产生多重共线性所致。对此，需进一步做模型优化。

2、第二次回归分析。

考虑到模型1中较为严重的多重共线性，拟削减自变量数量，将年龄层接近的自变量进一步合并，得:

再次使用spss软件回归分析的逐步进入法(Stepwise)进行分析，结果如下:

系统先将自变量(40-59岁组)引入方程.构建模型1，顺利通过F值显著性检验，但在t检验中常数项和自变量显著性P值均大于0.01，未能通过显著性检验。随后系统再次引入自变量(20-39岁组)，构建模型2，同样通过F值检验，且t检验中P值均远小于O.01.具有显著性意义。

结果表明:在合并临近年龄层，减少自变量后，模型解释力度得到大幅提升，达到97.6％，且整个模型在0.1％的显著水平下显著，说明模型中自变量与住宅销售价格指数相关性较强。

根据所得回归系数，我们得到住宅价格与人口年龄结构的回归模型:

Y=0.0000007429X1+0.0000007293X2-434.77

3、模型解释。

在对模型进行优化后，最终得到的模型只有两项变量，(20-39岁)和(40-59岁)人口组，剔除了(0-19岁)和(60岁以上)人口组。从现实角度考量，(0-19岁)人口尚处于青少年阶段，并不具备购房能力，因此对房价影响力较小；(60岁以上)人口则已经处于退休养老阶段，一般而言已经拥有稳定住房条件，且按照生命周期理论，收入水平较工作时有明显下降.处于净支出状态，不存在明显购房需求。而(20-39岁)和(40-59岁)人口正处于具有强烈购房需求，且具备相当购房能力的年龄阶段，对房价的影响最为明显。其中，(20-39岁)人口处于婚配和构建家庭阶段，存在明显的住房刚性需求；(40-59岁)人口处于人生收入的峰值阶段，具有较强的支付能力和购买力水平。存在强烈的住房改善性需求和投资需求，两类年龄人口成为推动国内住宅价格上涨的主要动力。从两类人口对住房价格的影响系数来看，(40-59岁)人口的回归系数略大于(20-39岁)，说明(40-59岁)人口对房价的影响水平高于(20-39岁)人口，即中国虽然存在相当规模的刚性住房需求，但住宅价格上涨更多是由改善性及投资需求所带动的。

四、基于“莱宾斯坦――Logarithmic曲线模型”的人口年龄结构数量分析

(一)莱宾斯坦五阶段理论

1、理论介绍。

20世纪30年代，查理斯・布莱克(Chades Black，er)及其他许多人口学家根据西欧发达国家人口发展的历史经验和实际资料，对人口增长类型的转换进行阶段性划分并形成经验法则。在布莱克研究基础上，哈维・莱宾斯坦(Harvey Leibenstein)进一步构建了人口转变过程模型图。

HS:高位静止阶段(Hig}l Stationary)，以高出生率和高死亡率保持高位平衡状态为特征；

EE:早期扩展阶段(Eady Expanding)，出生率仍然保持高位，死亡率开始下降，人口规模扩大，不久达到最高人口增长率；

LE:后期扩展阶段(Late Expanding)，经济进一步发展后，死亡率继续下降，并接近最低限度，出生率开始迅速下降，人口增长速度逐渐放缓；

IJs:低位静止阶段(Low Stationary)，经济和人口都进入停滞状态，保持低出生率和低死亡率的平衡状态:

D:衰退阶段(Diminishing)，出生率和死亡率都很低。且出生率低于死亡率，人口处于绝对减少阶段――该现象只有德国、意大利、俄罗斯、保加利亚及罗马尼亚等少数欧洲国家出现过。

(二)中国人口发展阶段及现状

根据国家统计局网站所提供的出生率和死亡率数据，我国人口转变符合莱宾斯坦五阶段模型。从建国至1970年代初属于人口转变的HS和EE阶段。由1950年代的高增长趋势进入1960年代的人口增长转变期，1970年代以后开始进入LE阶段，并逐步过渡到低增长趋势。具体来看:

第一阶段(上世纪50年代至70年代初)。1950年代，国内迎来第一次生育高峰，高出生率和较低死亡率形成人口高增长状态。50年代初，年均人口出生率达到37.2％0，同时由于人民生活和医疗条件改善，死亡率迅速下降至12.3％o，自然生长率上升至24.9％o。成为20世纪人口发展史上增长率最高的一次生育高

峰。

第二阶段(上世纪70年代初至90年代末)。1970年代以后，国内人口进入LE阶段，人口出生率逐渐下滑，同时受计划生育政策影响，人口出生率迅速下降，并降至1980年代初最低的16.7％o。1985年后受人口迭代因素影响，人口出生率出现小幅上升。到1989年人口出生率升至22.5％o的阶段性峰值，使得本应平滑的LE曲线出现一波小。同时，这一阶段人口死亡率保持平稳下滑态势，由1970年的7,6‰缓慢降至90年代初的6.3‰，整体人口发展由转变期进入低增长状态。

第三阶段(上世纪90年代至今)。我国人口出生率进一步下滑，由90年代初最高的22.5‰，逐步下降至2000年的13.5‰，同期死亡率保持在6‰。的稳定水平，自然增长率同步回落至10‰以内，人口增长完全进入低增长状态。到2009年人口自然增长率进一步降至5.8‰，属于低生育国家行列。

(三)模型构建

基于特殊国情，我国人口出生率、死亡率有其内在的变化规律，但归根结底，再特殊的人口转变也是基于人口自然生长规律基础上的衍生，即总体服从于“布莱克一莱宾斯坦”人口发展五阶段规律。参照莱宾斯坦五阶段理论及中国历年人口出生死亡率变动情况，初步构建基于L0garithmie曲线的分段函数模型:

1、人口出生率函数。

(Y=ao+al*t　(1952年-1970年)

(Y=β0+β1*ln　(1971年-2009年)

2、人口死亡率函数。

Z=γ0+γ1*ln　(1952年-2009年)

其中Y为历年人口出生率、Z为历年人口死亡率，t为年份，a0、a1、β0、β1、γ、γ1。为模型参数。

(四)实证分析

依据莱宾斯坦模型，在人口高增长时人口出生率函数为线性函数，且对整体模型预测没有参考价，因此本文舍去对1952年至1970年的人口出生率分析，仅对1971年至2009年的人口出生率和1952年至2009年的人口死亡率作Logarl出mic曲线回归分析。

1、人口出生率分析。

将中国历年人口出生率与死亡率数据带入模型_并利用spss软件进行曲线回归(Logarithmic)分析，结果如下:

从F检验和t检验的结果看，其Sig值均远小于0.01，说明模型成立的统计学意义非常显著:且R2统计量为0.8999，说明模型具有良好的拟合度。根据所得模型参数，得到中国人口出生率时间序列模型为:

Y=5266.88-690.98*ln)

其中，Y为当年人口出生率，t为年份。

2、人口死亡率分析。

将我国历年人口死亡率数据输入模型，利用spss软件作曲线回归(Logarithmic)分析，结果如下:

从F检验和t检验的结果看，其Sig值均远小于0.01，说明模型成立的统计学意义同样非常显著；且R2统计量为0.8214，说明模型具有良好的拟合度。根据所得模型参数，得到中国人口死亡率时间序列模型为:

Z=1024.38-133.95*ln

其中，Z为当年人口死亡率，t为年份。

五、模型整合及预测结论

(一)模型整合

本章将进一步研究出生率、死亡率变动引起的住宅销售价格指数变化。

1、人口年龄层测算原理。

第t年的新出生人口(0-1岁)数量=第(t-1)年的人口总数*第t年的人口出生率；

第t年的人口总量=第(t-1)年的人口总数*(1-第t年的人口死亡率)+第t年的新出生人口数量；

第t+X年X岁人口的数量总和:第t年新出生人口总和:

2、模型整合思路。

第t年(20-39岁组)人口数量总和=第t年20岁人口总和+21岁人口总和+22岁人口总和+23岁人口总和+…+第t年39岁人口总和；

同理，第t年(40-59岁组)人口数量总和=第t年40岁人口总和+41岁人口总和+42岁人口总和+43岁人口总和+…+第t年59岁人口总和；

从各年龄层来看:

第t年1岁人口数量总和=第t-1年人口总数*第t年人口出生率；

第t年2岁人口数量总和=第t-2年人口总数*第t-1年人口出生率；

第t年X岁人口数量总和=第t-X年人口总数*第(t-X+I)年人口出生率；

当1952年~

数据，可直接获取t-X年人口总数；

但当t-X年>2009年时，t-X年的人口总数需根

据Logarithmic曲线函数计算所得，具体

如下:

第t-X年人口总数

=第(t-X-1)年人口总数。(1+第t-X年人口自然增长率)

=第(t X-2)年人口总数。[1+第(t-X-1)年人口-自然增长率]。[1+第(t-X)年人口自然增长率]

=2009年人口总数*(1+2010年人口自然增长率)。(1+2011年人口自然增长率)。(1+2012年人口自然增长率)*…*[1+第(t-X-1)年人口自然增长率]*『l+第(t-X)年人口自然增长率]

因此，当t-X年>2009年时

第t年X岁人口数量总和=2009年人口总数*(1+2010年人口自然增长率)*(1+2011年人口自然增长率)。(1+2012年人口自然增长率)*…*[1+第(t-X-1)年人口自然增长率]*[1+第(t-X)年人口自然增长率]*第(t X+1)年人口出生率

其中，Pt为第t年的住宅价格指数；Nn为t年年龄为n的人口数量；Rt为第t年的人口数量总和；Dt为第t年的人口自然增长率，Yt为第t年的人口出生率，zt为第t年的人口死亡率。

再将Yt=5266.88-690.98*ln、Zt=1024.38-133.95*ln代入上式，得时间t与住宅价格指数的模型方程(公式繁琐，不再累述)。

(二)模型预测结论

在得到年份t与住宅价格指数的模型方程后，进一步作预测分析，得出以下结论:

1、出生率、死亡率变化趋势。

随t(年份)的逐渐后移，我国人口出生率和死亡率均呈下降趋势，但出生率下降速度明显快于死亡率，到2031年出生率将首次接近死亡率，进入莱宾斯坦五阶段理论的LS(低位静止状态)，达到出生率与死亡率的短暂平衡。之后，出生率进一步下滑，并低于死亡率，逐步进入D(减退阶段)，2040年后总人口将处于净减少状态。即使考虑到计划生育政策的调整.也不会对预测结论产生显著影响。原因在于:一是上述模型已涵盖生育政策变化，从早期鼓励生育的补偿性政策过渡到计划生育政策；二是人口发展具有内在规律，根据莱宾斯坦等人口发展理论，人口发展自然经历五大阶段，目前我国已处于后期扩展至低位静止过渡的低增长阶段，出生率主要受人口发展因素影响，生育政策难以起到调整作用；三是从国内现状看，

取消计生政策只能缓解老龄化进程，但无法逆转老龄化趋势，即使放开生育政策，大部分人仍会选择少生或不生，如同当前的欧洲，生育观念已发生根本性改变。

2、人口年龄结构变化趋势。

根据模型测算，随着人口自然增长率的逐步下滑，未来我国人口总量将缓慢上行后逐步回落.呈现倒V型走势。预计未来20到25年后，我国人口仍面临继续上升压力，到2030年至2035年间达到142200万人的数量顶峰，之后逐步下行，到2040年跌破14亿人口大关，到2050年降至135000万人左右，到2056年后跌破13亿大关。其中，40-59岁人口总量将在2015年左右达到近5亿的峰值，之后逐步下降，到2035至2038年间由于1980年代出生率关系，出现小幅回升，达到42000万人的阶段性峰值，之后逐步回落，到2055年降至3亿余人；20-39岁人口总量在2020年前后，达到42000万人的顶峰后持续回落，预计到2038年前后跌破3亿关口，到2051年跌破2亿关口，到2060年跌至1.6亿左右。

3、住宅销售价格走势。

由于20-39岁人口是刚性购房人群的集中代表，40-59岁人口是投资、改善型需求的代表，两组人口构成了全社会购房的主力人群。随着上述两组年龄组人口在未来的短暂上行及长期性回落，很大程度上将导致住房销售价格下滑。据模型预测，未来适龄购房人口(20-59岁人口)占全部人口的比重将呈现逐年下滑态势，2010年为66.12％，到2024年将降至59.30％，到2040年进一步下滑至49.91％，到2052年则将回落至39.61％。与此同时，根据国际历史惯例，由于人口与房价变动之间的时滞性，剔除通胀因素后，未来5到6年内我国住宅销售价格仍将缓慢上行，预计到2018年，住宅销售价格指数将达到220的峰值，随后逐步回落，预计到2030年前后降至2000年水平，到2045年左右由于购房人口不足，将进一步暴跌至2000年的一半的水平，之后则处于长期低迷状态。

六、保持住房价格稳定的政策建议

(一)构建伸缩性住房调控模式

主张构建政府主导的住房供给调控模式.即把握“满足需求、供给有度”的调控原则。一是加快保障性住房工程建设。学习新加坡政府组屋经验，在全国范围内构建起大规模的保障性住房建设。包括经济适用房、公租房。特别要大力发展公租房。公租房主要面向社会“夹心层”群体，并向传统保障性住房目标外的群体倾斜。加快公租房建设，有助于在当前形势下有效分流一部分购房需求，减轻当前商品住房的供求矛盾，防止在房市出现拐点前泡沫过大，减轻适龄购房人口下降对房市的冲击，为楼市调控争取时间。二是要做好住房建设用地的长期规划。未来在住宅用地规划上要有效确保各类保障性住房，特别是公租房的建设用地需要。同时在一定程度上提高商品房开发用地的准入门槛，适当压缩商品住房开发建设比重。当保障性住房数量达到一定程度时，通过政府定价的保障性住房可以在一定程度上影响商品房价格。提高整体房地产价格的波动平整性，即便商品房受市场影响出现波动，也难以对具有较大规模的保障性住房价格产生冲击，住房民生问题可以得到有效解决。

(二)降低房地产市场的投机属性

一是出台严厉的交易税制度。当前国内房产交易环节税主要集中在营业税和个人所得税，全额营业税只对5年以下征收，而个人所得税由于不能提供原有单据，大部分仅按总价的1％征收。在近几年房价快速上升时期，现有税制很难遏制市场投机行为。二是完善打击房价炒作的法律保障。国内可参照德国经验在房价拐点来临前加大对开发商和投机客恶意抬高房价的惩罚力度，通过法律手段形成有效的约束机制。三是进一步完善房屋租赁市场。完善房屋租赁市场不但能妥善解决住房民生问题，而且对遏制投机性购房需求，稳定房价有良好的促进作用。四是逐步放开自主建房政策。未来，国内也可考虑从农村试点，在详尽村镇规划的基础上，鼓励自主建房，不但能有效分流当前购房需求，而且对稳定房价也有积极的意义。

篇11

一、引言

洪涝灾害是中国的第一大灾害之一，由其引起的经济损失占自然灾害损失的50-60%，据统计，1990-2010年由于洪灾造成的损失超过1万亿元，占同期GDP的1.7%左右，是美国、日本等发达国家的10-35倍。面对如此严重的洪涝灾害，完全依靠政府的救济与救灾不能高效的提供给民众灾害救助和经济补偿，应该尽快建立一种保险体系来保障灾害给民众带来的经济损失。

90年代中国曾尝试建立洪水保险，但是由于洪水风险具有较强的不可控、难预测等特点，致使在试验阶段保险公司在损失评估和承保理赔方面遇到技术瓶颈，保费定价过高，承保面不大；进而刺激了投保人的逆选择动机。因而公平合理的洪水保险定价成为了洪水保险计划能否建立与实施的关键。

现阶段因为保险公司和民政部门可以收集到一定程度的损失数据，对于洪水保险定价的研究还只是从供给的角度进行，但这仅是一方面的定价，如果这个价格是市场所不可接受的，那么这样的保险产品又会面临失败。要得到一个产品的需求价格有时很困难，尤其是对于公共产品或还没有在市场上销售的商品。为了能够对供需双方有个清晰的了解，本文从居民支付意愿出发，分析和寻找建立洪水保险的居民支付意愿价格，以便全面考虑洪水保险的定价问题，为中国洪水保险定价提供保险需求价格的理论依据。

二、文献综述

本文借助调查问卷，利用支付意愿（WTP）和条件价值评估法对洪水保险进行定价研究。CVM又称条件价值评估法，于1947年由Ciaiacy-Wantrupt提出，最早用于自然资源价值的评估，而后被学者应用到某些虚拟商品的定价研究中。Richards， Timothy J. & Mischen， Pamela [1] （1997）认为道德风险和逆选择是导致水果和蔬菜的保险市场缺乏需求的两大因素，运用条件价值评估法（CVM）估算对保险的需求。Johannesso[2]（1997）分析了瑞典老年人的生活品质与WTP之间的关系，研究发现生活品质的度量和WTP保费当期望寿命长度增加时存在高度相关关系，在该计划中人均最大的意愿支付保费少于1500美元，WTP随着个人年龄的增长而增长但是增速较低。Dong（2003） [3]分析以社区为基础的健康险计划的WTP，采用调查问卷的方式对2414个个人和705个户主进行调查，运用双界CVM方法，得出个人的WTP为3.17-4.25美元，户主的WTP为8.6-16.03美元。Asgary[4]（2004）采用CVM方法分析了Iran农村地区的健康保险的WTP，得出户主的意愿支付为平均每个月2.77美元。B?rnighausen（2007） [5]运用CVM分析武汉市非正式部门工人对基本医疗保险的WTP，得出对于基本医疗保险的WTP为30元，占其收入的4.6%。Dror（2007）[6]采用间接竞价法的调查问卷来估计印度市场健康保险的WTP，发现穷人愿意支付医疗保费的工资占比要高于富人。 Jacques（2008） [7]运用双界CVM模型分析Namibia的健康险WTP，同时分析潜在市场的健康险产品，实证得出87%的未投保的居民愿意参加健康保险计划，同时愿意为家中90%的成员投保，而且处在最低收入层的居民愿意将11.4%的收入购买该计划。李伯儒（2007）[8]运用CVM分析杉林溪游乐区的休憩效益及其经济价格，得出对于这一自然资源游客的意愿支付为每年1413元。傅祖壇、叶宝文[9]以CVM法，设计封闭式与开放式问题，询问台湾竹东镇与朴子镇两地区的受访者，对于改善高血压等慢性疾病的WTP，采用Hanemann（1984）间断的单界二分选择模型与Hanemann（1991）双界二分选择模型分析，得出对于这些地区的家庭，平均每一家庭一年愿意花费5-6.7万元台币来改善高血压疾病，以预防心血管疾病，降低患病率。潘勇辉（2008）[10]运用海南省1167户蕉农的经验数据分析蕉农对香蕉保险的支付意愿和支付能力测度，实证得出了影响蕉农的重要因子、蕉农的平均意愿保费费率为0.14，蕉农的平均意愿支付保费的能力为39%，蕉农希望政府补贴水平达到60%。

本文采用的研究方法是CVM，该方法系通过直接调查询问被调查者对洪水保险产品的支付意愿，将支付意愿等同于该产品的经济价值。该方法从需求方出发，通过一系列的假设，采用调查问卷等形式来获得消费者的意愿支付WTP（Willing to pay）或NWTP，分析所有消费者的WTP或NWTP，可得到洪水保险产品的需求方经济价值。整个CVM的工作流程如下：

三、调查区域和研究方法

1.调查区域

本课题组的示范县地处湘中偏西地区、涟源市西部，雪峰山东南麓，资水中游。地理坐标为北纬27°31′～28°14′，东经110°45′～111°41′，南北最长直线69公里，东西最宽直线83公里。全县总面积3635平方公里，国内生产总值29.51亿元（2002年），辖19个镇，7个乡，人口1，291，626人（2002年），属中亚热带季风气候区。年平均气温16.8℃，降水量1453.5毫米，其中双林、大熊山在1800毫米左右，城区为1400毫米。县内各地年最大值2，008.9毫米，最小值0.95毫米。但时空分布不均，雨量多集中于春末夏初。县内年降雨量大于或等于1，300毫米的保证率，多大到暴雨降水过程，容易形成洪涝。

2. 调查问卷的设计及调查方式

以NOAA提出的原则为基础，结合国内外问卷设计的经验，综合考虑示范县的地理、人文、自然资源、社会经济等设计CVM问卷，经多次专家讨论调整修改，形成了最终的CVM问卷和规范的问卷调查表达方式，最终的CVM包括三部分内容：第一部分为受访者的个人社会经济信息，包括受访者的年龄、是否为户主、性别、职业、家庭成员数、家庭经济收入等，以分析受访者的社会经济特征及其对WTP的影响。第二部分为调查问卷的主体与核心部分，目的是取得受访者对洪水保险的态度信息，包括历史洪水保险经历，历史经验对洪水保险购买意愿的影响，采用封闭式询价法引导受访者给出WTP。第三部分为调查受访者的住房或店铺的相关信息，如地理位置、楼层、建筑物面积、结构类型等，为洪水保险精算保费的计算提供数据基础。本次研究受访者为517户家庭，82个小商业者，15个工业企业和204栋建筑物，通过询问受访者的支付意愿（WTP）来推导洪水保险的需求价格。本次调查采用简单抽样调查的方式，共发放问卷614份，采用面对面交流方式，达到问卷100%的反馈率，共回收有效问卷614份，占发放问卷的100%。

3. 分析模型的建立

本文采用假设市场评估法，通过在问卷中假设洪水保险的存在及其可能的保障范围，得出居民对应的意愿支付价格。一般来说诱导受访者出价的方式大致有四种：开放式出价法、竞价法、支付卡法、封闭式出价法。

（1）开放式出价法（直接询问法），在不给予受访者任何有关价格信息的情况下，直接询问受访者愿意支付的价格。此方法的优点是简单、方便；缺点是拒答率或出价为零的比例比较高。

（2）竞价法，问卷设计者设计出一系列具体的价格，依据这一组价格逐一增加或减少价格直到受访者不愿意接受的价格为止。优点是能够精准衡量出受访者的愿付价值；缺点是时间成本太高、受访者容易不耐烦以及容易产生起始点的误差。

（3）支付卡法，研究者根据各种资料而事先确定价格，并写在卡片上作为受访者参考的依据，原则上以价值卡的金额为主。其优点是改善开放式出价法中的拒答率与出价为零的比例以及竞价法中的起始点误差；缺点则是会受价值卡上金额排列顺序的影响。

（4）封闭式，又可分为单界二分法与双界二分法，单界二分法为将欲评估的资源随机给予一个价格，请受访者回答愿意或不愿意支付即可。双界二分法为重复询问受访者两次是否愿意支付某一价格，此方式类似竞价法，不过比竞价法更加容易操作。当受访者对第一次的价格不愿意支付时，调降价格再询问一次该受访者；反之，当受访者对第一次的价格表示愿意支付时，就增加价格再次询问。因此比单界二分法更加精确，但是相对在问卷设计上与应用实证上较为困难，且双界二分法会有截断效果的发生，例如当受访者在两次询问价格中都表示不愿意，这并不是代表愿意支付价格为零，有可能他只是对两次的价格都不满意而已。

本文采用封闭式单界二分法作为实证方法。该种计量方法可以表述如下：利用Hanemann提出的福利评估模型对居民对洪水保险的支付意愿进行分析。假设居民的效用来自于个人总财富和购买洪水保险获得的保障，个人通过购买洪水保险获得保障可以增加总体效用水平，但由于保险费得支出减少了个人的总财富，从而降低总体效用水平。总的来说，购买洪水保险的效用差异决定了居民购买洪水保险意愿的大小。。假设效用函数具有一定的随机性，居民是否购买洪水保险的效用函数可以表示为：

式中：代表以个人社会经济信息为基础的条件效用函数；0，1分别代表不遭受洪水损失和遭受洪水损失两种状态；代表受访者的个人财富；WTP是愿意支付的价格；X代表影响受访者支付的社会经济变量；q为遭遇洪水灾害的概率；代表随机向量。

、是需要估计的系数或者、可表示为的连续分布。

根据服从不同的分布，可以采用Logit或Probit模型进行分析，由于Probit的假设为标准正态分布，与现实差距大。而Logit假设为Logistic函数，允许虚拟变量的应用，更加符合本文的应用研究，所以本文采用Logit模型进行分析。

购买洪水保险的效用差异决定居民购买洪水保险意愿大小。假设居民决定支付wtp元购买洪水保险，则表示前者的效用大于后者的效用，即：

由于效用具有随机性，（2）式采用概率分布可表示如下：

其中为服从logit分布的居民的社会经济变量决定的居民的除去洪水保险购买之后的可支配收入，。

若效用函数中取时，居民的意愿支付为wtp，其余为，对于单一居民的支付意愿期望有：

采用Logit函数进行分析，则有：

对于无穷样本的整体的洪水保险意愿支付有

其中i为单个样本。

由于无穷样本无法实现，因此一般在一定的可信度水平选取一定的样本容量，以实现调查问卷的既定目标。若对n个样本进行调查，则可将离散化后得出

为社会经济变量决定的意愿支付概率，通过logit模型计算得出；为第i个受访者的愿意支付价格。

四、实证分析

1.基础数据的取得与说明

在运用模型对洪水保险供给保费及需求保费进行预测之前，首先需要搜集大量相关数据，包括保险区域内洪水风险图以及建筑物、居民以及历年洪水损失信息等，由于我国洪水保险一直都处于起步和试点阶段，以往的洪水保险定价往往是基于经验法则或者历史数据来判断，运用定价模型对洪水保险进行较为精确的定价一直处于被忽略的境地，由此造成可用的洪水保险损失预测相关数据极为有限。本文的原始数据主要来自于课题组对示范县进行的实地考察和调研。本文所选变量及其定义测量值见下表：

变量定义

变量测量定义

被访问者身份 1：户主；2：配偶或者同居者；3：家中16岁以上成员；4：店主

被访问者性别 0：男；1：女受访者的房子是否被水淹过 0：否；1：是

户主的职业状况 1：国有企业职工；2：私营企业职工；3：政府事业单位职工；4：自由职业者/经营自己的企业；5：临时工；4：；6：下岗但从原单位获得一定收入；7：无业 - 有救济金；8：无业 – 无救济金；9：退休；10：其他

家庭其他成员的职业情况

是否国有企业职工 0：否；1：是是否下岗但从原单位获得收入 0：否；1：是

是否私营企业职工 0：否；1：是是否无业—有救济金 0：否；1：是

是否政府事业单位职工 0：否；1：是是否无业—无救济金 0：否；1：是

是否自由职业者/经营自己的企业 0：否；1：是是否退休 0：否；1：是

是否临时工 0：否；1：是是否其他 0：否；1：是

家中成员中有几人有收入 0：不知道；1：1人；2，2人；3：3人；4：4人以上

家中月总收入数家庭总收入采取分段计量，分为0-250元；251-500元；501-750元；751-1000元；1001-1500元；1501-2000元；2001-2500元；2501-3000元等去每个区间段的中点，对于3000元以上的取3250元；其余取0

每月收入除正常花销以外的结余 0：没什么剩余和不知道；50：100元以下；150：101-200元；375：210-500元；625：500元以上

被访问者年龄 1：16-20岁；2：20-29岁；3：30-39岁；4：40-49岁；5：50-59岁；6：60岁以上

居民房子的位置 1：第一层；2：第二层；3：两层以上；4：独栋房子；5：其他

发生洪水时，受访者家是否遭遇以下情形

是否房子遭水淹 0：否；1：是是否排水出现问题 0：否；1：是

是否屋内设施遭水淹 0：否；1：是是否无法上班或上学 0：否；1：是

是否供水停止 0：否；1：是是否店铺无法营业 0：否；1：是

是否汽车、摩托车、自行车被水淹 0：否；1：是是否其他（请说明） 0：否；1：是

是否停电 0：否；1：是是否没有遇到过上述任何情况 0：否；1：是

受访者是否为财产或家庭购买保险 0：否；1：是遭遇洪水后是否更换或修理过家里的东西 0：否；1：是

财产险 0：否；1：是更换或修理的东西花费的钱数按受访者实际填写的金额确定

寿险 0：否；1：是

医疗险

0：否；1：是受访者是否认为自己的房子会遭受洪水损失 0：否；1：是；2：不知道

由于工业企业、小企业者与户主的财产存在较大差异，风险暴露水平不一致，因此在本文的分析中将工业企业和小企业者的调查问卷部分剔除，只考虑在同一风险暴露水平的户主，因此用于分析的问卷只有517份。在调查中对于回答不愿意支付洪水保险保费的受访者，文中将其WTP设为0。文中数据采用STATA10.0软件对取得的数据进行logit回归。

2.Logit实证结果

采用单界二元选择模型评估方法，运用Logit模型对居民对洪水保险的购买意愿分析实证结果如下，

（1）未设置赔偿限额的洪水保险支付意愿Logit回归结果

自变量：受访者对洪水保险意愿支付回归系数标准差 t值 P>|t|的概率 95%的置信水平

被访问者身份 -0.349 0.288 -1.21 0.226 -0.914 0.216

被访问者性别 -0.789 0.286 -2.76 0.006 -1.349 -0.229

被访问者年龄 -0.129 0.136 -0.95 0.343 -0.395 0.137

户主的职业状况 0.102 0.057 1.78 0.075 -0.010 0.215

是否国有企业职工 -0.599 0.622 -0.96 0.336 -1.819 0.621

是否私营企业职工 0.684 0.445 1.54 0.124 -0.188 1.556

是否政府事业单位职工 -0.339 0.499 -0.68 0.497 -1.316 0.638

是否自由职业者/经营自己的企业 0.102 0.402 0.25 0.799 -0.686 0.890

是否临时工 0.204 0.451 0.45 0.651 -0.680 1.088

是否无业—有救济金 0.181 0.388 0.47 0.641 -0.580 0.942

是否无业—无救济金 0.223 0.549 0.41 0.685 -0.852 1.298

是否退休 -0.235 0.463 -0.51 0.613 -1.142 0.673

是否其他 0.412 0.539 0.76 0.445 -0.646 1.469

家中16岁以下成员数 0.036 0.246 0.15 0.884 -0.446 0.517

受访者房子的位置 -0.199 0.132 -1.51 0.131 -0.457 0.059

家中成员中有几人有收入 -0.235 0.198 -1.19 0.234 -0.623 0.152

家中月总收入数 0.001 0.000 2.14 0.032 0.000 0.001

每月收入除正常花销以外的结余 0.003 0.001 3.02 0.003 0.001 0.004

受访者的房子是否被水淹过 -1.658 0.750 -2.21 0.027 -3.129 -0.188

是否房子遭水淹 -0.368 0.620 -0.59 0.553 -1.583 0.847

是否屋内设施遭水淹 -1.426 0.501 -2.85 0.004 -2.407 -0.445

是否供水停止 0.156 0.791 0.20 0.843 -1.394 1.707

是否汽车、摩托车、自行车被水淹 -0.252 0.345 -0.73 0.465 -0.928 0.424

是否停电 -0.742 0.820 -0.90 0.366 -2.350 0.866

是否排水出现问题 2.020 0.494 4.09 0.000 1.051 2.988

是否无法上班或上学 1.506 0.338 4.45 0.000 0.843 2.168

是否店铺无法营业 1.517 1.448 1.05 0.295 -1.320 4.354

遭遇洪水后是否更换或修理过家里的东西 2.562 0.491 5.22 0.000 1.600 3.524

更换或修理的东西花费的钱数 0.000 0.000 2.49 0.013 0.000 0.000

受访者是否为财产或家庭购买保险 1.202 0.722 1.67 0.096 -0.213 2.617

财产险 -1.758 0.750 -2.34 0.019 -3.229 -0.288

寿险 0.058 0.618 0.09 0.925 -1.153 1.270

医疗险 -0.945 0.676 -1.40 0.162 -2.269 0.379

受访者是否认为自己的房子会遭受洪水损失 1.491 0.222 6.71 0.000 1.055 1.926

受访者家庭人口数 0.023 0.113 0.21 0.836 -0.197 0.244

常数项 -2.441 0.966 -2.53 0.012 -4.334 -0.548

运用公式（8）和（9）并结合Logit分析结果，得出洪水保险的居民购买意愿的价格为

（2）设置70%赔偿限额的洪水保险支付意愿Logit回归结果

Logit回归结果

自变量：受访者对洪水保险意愿支付回归系数标准差 t值 P>|t|的概率 95%的置信水平

被访问者身份 -0.278 0.295 -0.94 0.346 -0.858 0.301

被访问者性别 -0.705 0.287 -2.46 0.014 -1.268 -0.142

被访问者年龄 -0.130 0.133 -0.97 0.331 -0.391 0.132

户主的职业状况 0.111 0.059 1.86 0.063 -0.006 0.228

是否国有企业职工 -0.766 0.593 -1.29 0.197 -1.931 0.400

是否私营企业职工 0.635 0.475 1.34 0.181 -0.297 1.568

是否政府事业单位职工 -0.337 0.559 -0.60 0.547 -1.435 0.761

是否自由职业者/经营自己的企业 0.014 0.393 0.04 0.971 -0.759 0.787

是否临时工 0.213 0.445 0.48 0.633 -0.662 1.088

是否无业—有救济金 0.217 0.441 0.49 0.623 -0.650 1.084

是否无业—无救济金 0.129 0.535 0.24 0.809 -0.921 1.180

是否退休 -0.272 0.400 -0.68 0.497 -1.058 0.514

是否其他 0.092 0.513 0.18 0.857 -0.916 1.100

家中16岁以下成员数 0.017 0.259 0.07 0.947 -0.492 0.527

受访者房子的位置 -0.231 0.123 -1.87 0.061 -0.472 0.011

家中成员中有几人有收入 -0.247 0.210 -1.17 0.241 -0.660 0.166

家中月总收入数 0.001 0.000 1.86 0.064 0.000 0.001

每月收入除正常花销以外的结余 0.003 0.001 2.72 0.007 0.001 0.004

受访者的房子是否被水淹过 -1.729 0.721 -2.40 0.017 -3.146 -0.312

是否房子遭水淹 -0.378 0.641 -0.59 0.555 -1.637 0.881

是否屋内设施遭水淹 -1.470 0.535 -2.75 0.006 -2.522 -0.419

是否供水停止 0.190 0.890 0.21 0.831 -1.558 1.937

是否汽车、摩托车、自行车被水淹 -0.273 0.335 -0.81 0.416 -0.932 0.386

是否停电 -0.664 0.869 -0.76 0.445 -2.371 1.044

是否排水出现问题 2.029 0.577 3.52 0.000 0.896 3.163

是否无法上班或上学 1.451 0.377 3.85 0.000 0.710 2.193

是否店铺无法营业 1.409 0.937 1.50 0.133 -0.431 3.250

遭遇洪水后是否更换或修理过家里的东西 2.536 0.524 4.84 0.000 1.507 3.565

更换或修理的东西花费的钱数 0.000 0.000 2.29 0.022 0.000 0.000

受访者是否为财产或家庭购买保险 1.246 0.713 1.75 0.081 -0.155 2.646

财产险 -1.647 0.765 -2.15 0.032 -3.150 -0.143

寿险 0.079 0.600 0.13 0.895 -1.100 1.259

医疗险 -0.841 0.671 -1.25 0.211 -2.159 0.477

受访者是否认为自己的房子会遭受洪水损失 1.479 0.234 6.32 0.000 1.019 1.939

受访者家庭人口数 0.087 0.123 0.71 0.480 -0.154 0.328

常数项 -2.512 1.006 -2.50 0.013 -4.488 -0.536

运用公式（8）和（9）并结合Logit分析结果，得出洪水保险的居民购买意愿的价格为

（3）设置100%赔偿限额的洪水保险支付意愿Logit回归结果

Logit回归结果

自变量：受访者对洪水保险意愿支付回归系数标准差 t值 P>|t|的概率 95%的置信水平

被访问者身份 -0.257 0.289 -0.89 0.374 -0.824 0.310

被访问者性别 -0.656 0.282 -2.32 0.020 -1.208 -0.103

被访问者年龄 -0.127 0.134 -0.95 0.344 -0.390 0.136

户主的职业状况 0.118 0.057 2.07 0.039 0.006 0.229

是否国有企业职工 -0.753 0.610 -1.23 0.218 -1.949 0.444

是否私营企业职工 0.637 0.437 1.46 0.145 -0.220 1.494

是否政府事业单位职工 -0.271 0.491 -0.55 0.581 -1.234 0.692

是否自由职业者/经营自己的企业 0.051 0.393 0.13 0.897 -0.720 0.822

是否临时工 0.186 0.442 0.42 0.674 -0.681 1.052

是否无业—有救济金 0.193 0.382 0.51 0.613 -0.555 0.942

是否无业—无救济金 0.101 0.541 0.19 0.852 -0.960 1.162

是否退休 -0.259 0.457 -0.57 0.570 -1.155 0.636

是否其他 0.041 0.526 0.08 0.938 -0.990 1.072

家中16岁以下成员数 0.033 0.242 0.14 0.893 -0.442 0.507

受访者房子的位置 -0.237 0.129 -1.83 0.067 -0.490 0.016

家中成员中有几人有收入 -0.262 0.194 -1.35 0.178 -0.643 0.119

家中月总收入数 0.001 0.000 1.79 0.074 0.000 0.001

每月收入除正常花销以外的结余 0.002 0.001 2.92 0.003 0.001 0.004

受访者的房子是否被水淹过 -1.788 0.741 -2.41 0.016 -3.241 -0.336

是否房子遭水淹 -0.423 0.609 -0.69 0.487 -1.617 0.771

是否屋内设施遭水淹 -1.334 0.486 -2.75 0.006 -2.287 -0.382

是否供水停止 0.402 0.784 0.51 0.608 -1.134 1.938

是否汽车、摩托车、自行车被水淹 -0.316 0.342 -0.92 0.356 -0.985 0.354

是否停电 -0.583 0.805 -0.72 0.469 -2.161 0.995

是否排水出现问题 1.742 0.475 3.67 0.000 0.812 2.672

是否无法上班或上学 1.449 0.333 4.35 0.000 0.797 2.102

是否店铺无法营业 1.406 1.443 0.97 0.330 -1.421 4.234

遭遇洪水后是否更换或修理过家里的东西 2.521 0.480 5.25 0.000 1.581 3.461

更换或修理的东西花费的钱数 0.000 0.000 2.21 0.027 0.000 0.000

受访者是否为财产或家庭购买保险 1.148 0.706 1.63 0.104 -0.236 2.532

财产险 -1.541 0.727 -2.12 0.034 -2.965 -0.116

寿险 0.087 0.602 0.15 0.885 -1.093 1.268

医疗险 -0.799 0.659 -1.21 0.225 -2.091 0.493

受访者是否认为自己的房子会遭受洪水损失 1.432 0.218 6.57 0.000 1.005 1.859

受访者家庭人口数 0.093 0.111 0.83 0.406 -0.126 0.311

常数项 -2.453 0.953 -2.57 0.010 -4.321 -0.584

运用公式（8）和（9）并结合Logit分析结果，得出洪水保险的居民购买意愿的价格为

3.实证结果说明

在上述实证结果中，变量（家庭其他成员的职业情况-下岗但从原单位获得一定收入）、（发生洪水时，受访者家是否遭遇以下情形-其他需要说明的情况）因预测失效的原因，模型将其剔除。变量（家中16岁以上成员数）、（发生洪水时，受访者家是否遭遇以下情形-其他需要说明的情况）因共线性在模型中将其剔除。

Logistic回归模型的系数是正值且统计显著，意味着在控制其他自变量的条件下，对数发生比随对应自变量值增加而增加，相反，一个显著的负系数代表对数发生比随对应自变量的增加而减少。具体来看，

（1）受访者的个人信息

受访者身份的系数估计值为-（0.257-0.349），说明对于变量（被访问者的身份）的取值越高，越不愿意支付洪水保险保费，因此对于其他家庭成员而言，户主更加愿意支付洪水保险保费。

受访者的性别的系数估计值为-（0.656-0.789），说明男性受访者比女性更加愿意支付保费。

受访者年龄的系数估计值为-（0.0310-0.039），说明受访者年龄越大越不愿意支付保费，根据调查问卷，处于10-29岁这一阶段的受访者只有19人，占比3.7%，处于30岁-50岁这个阶段的受访者最多，超过50%，因此相对于60岁以上的受访者，这一类的受访者更加愿意支付保险费。因此洪水保险的购买主力军为30-50岁的中年人。

家中成员数量的系数范围为0.023-0.093，对于家中成员较多的家庭更加愿意支付洪水保险的保费，受访者家庭中16岁以下的成员越多，洪水保险购买意愿越高。

（2）受访者的社会经济信息

受访者家庭中户主职业状况的系数为0.102-0.118，说明如果户主是国有企业的职工不会比临时工更愿意支付洪水保险保费，相反对于普遍意义上认为经济状况比较不好的职业比如无业或者临时工更加愿意支付洪水保险保费。对于那些政府或者事业单位的职工而言，由于工作单位有较健全的保障，购买洪水保险的意愿反而减少。

家庭其他成员的经济状况，对于洪水保险保费的支付意愿顺序为，私营企业员工>其他>无业-无救济金>临时工>无业-有救济金>自由职业者/经营自己的企业>退休>政府事业单位员工>国有企业员工。这种排序说明各种职业状况对洪水保险的购买意愿呈现出的梯次关系，这基本与职业状况对应的风险承受能力成反向变动关系，而与职业状况所可能承受的风险承受程度成正比。

家中有收入的成员数量的系数范围为-（0.235-0.262），家中有收入的人数越多，受访者越不愿意支付洪水保险保费。

家庭每月的月总收入系数低于0.001且为正，说明收入越高的受访者越愿意支付洪水保险保费，而且家中每月剩余的月收入系数为0.002-0.003，大于月收入的系数说明只有在受访者的月剩余的收入越高时，受访者更愿意支付洪水保险保费。同时更加证明受访者的收入与洪水保险的支付意愿成正比。

（3）受访者的房屋位置以及洪水损失历史状态

受访者房屋位置的系数为-（0.199-0.237），说明对于洪水保险的购买意愿随房子层数的升高而降低，这与洪水发生时不同的房屋位置受损失的程度符合。那些处于第一层的受访者更加愿意购买洪水保险。

受访者的房子是否被水淹过的系数为-（1.658-1.788），以前年度遭受过洪水损失的受访者的洪水保险保费的支付意愿远低于未遭受洪水损失的受访者。这与受访者在遭受洪水损失后对自身的房屋的建设或者在洪水来临时会比一般的未遭受洪水损失的受访者做出更好的预防措施有关。

发生洪水时，受访者家遭遇以下情形时，对洪水保险支付意愿顺序为：排水出现问题 >店铺无法经营 >无法上班或上学 >供水停止 >汽车、摩托车、自行车被水淹 >房子被水淹 >停电 >屋内设施遭水淹；在这些居民可能遭受损失的项目中，洪水保险支付意愿为：排水出现问题 >店铺无法经营 >无法上班或上学 >供水停止>汽车、摩托车、自行车被水淹 >房子被水淹 >停电 >屋内设施遭水淹。

遭遇洪水后是否更换或修理过家里的东西的系数为2.521-2.562，对于更换过或修理过家中物品的受访者而言更加愿意支付洪水保险保费。

遭遇洪水的损失费的系数小于0.001，为正，说明受访者曾经遭受洪水损失的数目越大越愿意支付洪水保险的保费。

受访者是否认为自己的房子会遭遇洪水，对于认为自己的房子不会遭遇洪水的受访者购买洪水保险的积极性较少，而不确定的受访者更愿意支付洪水保险保费。

（4）受访者的保险意识

受访者是否为财产或家庭购买保险的系数为1.148-1.246，说明在生活中购买过洪水保险保费的受访者更加愿意购买洪水保险保费，同时说明保险意识的强弱与洪水保险的购买意愿成正比。

对于购买保险的受访者中，若是购买了财产险或医疗险，则受访者会比较不愿意支付洪水保险保费，因为洪水损失发生时，根据保险的损失补偿原则，如果受访者从财产保险或者医疗保险可以获得赔偿，那么洪水保险就不会支付这部分损失，减少某一部分保险的购买，可以避免重复投保。而对于购买了寿险的受访者更加愿意购买洪水保险作为补充，实现更全面的保障。

（5）赔偿限额

本文对于洪水保险的支付意愿分析中设置了三个不同的赔偿限额，用于分析赔偿限额的变化对洪水保险支付意愿意向的影响，以及怎样建立合适的洪水保险的模式。本文将不同的赔偿限额进行比较分析，发现：

不同的赔偿限额中各变量的影响方向存在一致性，表现为在不同的赔偿限额条件下，同一变量的回归系数符号相同且变化幅度不大。比如家庭月总收入的回归系数为低于0.001且为正、受访者性别的回归系数为-（0.656-0.789）等。

赔偿限额与洪水保险的支付意愿成正比。对于70%的洪水保险损失保障中，受访者的支付意愿为64.081元；对于 100%的赔偿限额，受访者的支付意愿为81.006元。由于在第一中情况中未说明赔偿限额的情况，默认为100%，所以居民的支付意愿与100%的情况相差不大，为76.460元。

五、结语

从以上的分析中本文寻找到居民对洪水保险的支付意愿价格为81元。并从受访者的个人信息、社会经济信息、受访者的房屋位置以及洪水损失历史状态、受访者的保险意识等五个方面分析了对于支付意愿的影响。

洪水保险要成为真正可行的保险计划还有不少的技术难点需要攻破，本文从居民对洪水保险支付意愿的角度来探索洪水保险的定价基础和定价区间，期望能为中国洪水保险计划的建立提供一些理论依据。

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基金项目：教育部人文社会科学重大攻关项目课题《巨灾风险管理制度创新研究》（批准号：09JZD0028）阶段性成果

作者简介：张琳（1963---），女，湖南长沙人，教授，博士学位，湖南大学金融与统计学院风险管理与保险学系主任、中国保险学会理事、中国精算师协会正会员，研究方向：非寿险精算。

近年研究论著：2010年8月保险研究《我国洪水保险设立的路径选择研究》

2009年统计决策《我国洪水保险可保性研究》

2009年1月广东金融学院学报《基于DFA方法的洪水保险定价研究》等

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