效应范文10篇

效应范文篇1

数据来源与不变价格数据的处理中国居民的样本数据包括人均消费性支出、人均可支配收入、住房资产、金融资产、定基价格指数、利率。数据主要来源于《中国统计年鉴》1990~2011年各期、中宏数据库和EPS数据库，样本数据覆盖1995第一季度至2009年第四季度。居民金融资产包括，储蓄存款、股票和社会保险账户。社会保险账户包括，医疗保险、失业保险、基本养老保险、生育保险和工伤保险。人均拥有住房资产额=人均住房面积×商品房住宅平均销售价格。人均拥有住房资产额=农村人均拥有住房资产额×乡村人口比重+城镇人均拥有住房资产额×城镇人口比重。人均社保基金余额=当年五项社保基金累计结余额÷全国人口数。其4.2对居民消费粘性系数x的测算利用公式，分别采用收入和总资产、收入与金融资产、住房资产和金融资产和住房资产四种组合作为工具变量，利用两阶段TSLS回归模拟得到居民消费粘性系数x。表2说明，只有在选择总资产增长率、金融资产和住房资产等两种情况下（不带截距项的情况下），两阶段TSLS回归的效果较理想。dCtg=α0+αdTA(t-1)g。

二、住房资产与金融资产的即时和累积财富效应的比较检验

1数据平稳性的ADF检验对住房资产和金融资产进行ADF检验，发现金融资产的水平值不满足平稳性条件，但是金融资产的1阶差分值满足平稳性条件。为保持一致性，本文将公式中的所有变量均取1阶差分值，这样公式转换为公式：dCtg=α0+α1dWf(t-1)g+α2dWh(t-1)g公式中的系数α1、α2在此发生了变化，它不再是MPC的涵义，而是近似看作为消费变化对资产变化的弹性。ADF检验可见表4的结果，所有检验变量均在1%的显著水平上平稳。

2财富效应的即时效应与累积效应的测度（弹性）及比较由于本文使用TSLS方法得到的效果不理想，在这里使用广义矩估计GMM法并用公式进行估计。该方程使用人均可支配收入、实际利率作为工具变量。通过拟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]该方程残差检验表明不存在自相关，各变量系数的T值除金融资产在6%的显著水平上成立外，其他均在1%的显著水平上成立。方程的拟合优度为0.61。对公式的滞后期限进行调整后得到的结果与公式相比没有显著改善，因此在拟合方程时仍采用滞后1期。从数据上看，住房资产的直接财富效应（0.0296%）要高于金融资产的直接财富效应（0.0194%），且住房资产的财富效应的变动方向与消费的变动方向相同，而金融资产财富效应的变动方向与消费的变动方向相反，但是两者对消费的作用都很微弱。从累积财富效应看，住房资产的财富效应（0.3018%，0.3015%）同样高于金融资产的财富效应（0.1978%，0.1976%）。

三、结论

效应范文篇2

一、金融集聚概述

（一）金融集聚的含义及特征金融集聚的涵义是指在金融市场发展过程中金融产业的参与者依照市场经济准则，在特定地理空间范围内形成的相互联系，从而使该地区无论是金融机构密集程度还是金融机构的种类都普遍高于平均水平的现象。宗晓武(2008)认为，金融集聚具有空间性、复合性、成长性、层次性和递进性等特征[1]。而本研究认为，金融集聚具有经济性、地域性和复合性三个特征。研究金融集聚的特征，有利于更好地把握金融集聚的内涵。

（二）金融集聚形成的主要原因金融集聚形成的原因是国内外学者研究的热点之一。一方面，Kindleberge（r1974)认为，金融市场组织中存在着规模经济，形成了金融市场的集聚力量，同时局部信息与地区不同都是金融市场集聚的主要原因[2]。另一方面，Martin(1999)则由不同金融机构的区位分布情况得出：如果市场潜力的空间分布是不均匀的，在不考虑价格竞争的情况下,将产生银行的集聚[3]。这些理论从不同视角分析了金融集聚产生的原因,并对此问题提供了较好的解释。不足之处在于其缺乏动态的考察过程,从而很难揭示金融集聚内在动因的动态特征。

（三）金融集聚与区域经济增长的关系近年来，随着我国经济的飞速发展，许多发达城市产生了金融集聚的现象，因此，很多学者对金融集聚与区域经济增长的关系进行了研究。张凤超和王亚范(2000)认为区城金融成长内含于区城经济发展状态的形成和变化过程之中，为区域金融成长提供成长条件和空间；同时，区城金融成长的水平和能力也为支持该地区区域经济发展提供内在动力[4]。而刘军和黄解宇等(2007)的研究显示金融集聚通过金融集聚效应、金融辐射效应以及金融功能三个方面影响经济增长[5]。综上所述，可以看出，这些学者对金融集聚对区域经济增长的促进作用做了比较透彻的分析，但其对经济增长产生的消极影响研究较少，对此问题研究的不够全面。因此，本研究将对此进行更进一步的分析研究。

二、金融集聚模式及其影响因素

（一）金融集聚的模式比较根据市场与政府之间的关系，可以将金融集聚的模式分为市场主导型与政府主导型两种。两者关键的区别就是发展动力不同。市场主导型的金融集聚其发展主导动力来自于市场，是经济金融发展的结果，是自然形成的集聚，以伦敦、纽约所形成的金融中心为代表；而政府主导型是由政府支持，人为推动而形成的集聚模式，以新加坡所形成的金融中心为代表。两者的区别如表1所示。

（二）金融集聚的影响因素金融集聚的产生和发展是金融业由低级到高级、功能不断完善且不可逆转的发展过程，其发展的主要动因是实现自身利润的最大化。金融集聚的产生与发展是一个复杂的系统工程，是一系列内外因素共同作用的结果。在影响金融集聚的诸多因素中，通过对国内外主要金融中心产生与发展的成因分析，主要影响因素表现在以下五个方面。

1.政府的大力支持金融集聚无论是市场主导还是政府主导形成的，都离不开政府的支持[8]。区域性大项目大多数是由政府主导和投资建设的，这可以有效地降低整个项目的成本，提高效率，甚至可能在短时期内形成产业集聚。市场主导型的金融集聚虽然在初始阶段是自发形成的，但是后期如果没有政府制定完善的产业政策，建立严格的市场监管机制，金融业的发展就会极为缓慢，金融集聚也就很难形成。尤其在中国这样一个发展中国家，各级政府的支持对金融集聚的形成往往起到决定性的促进作用。

2.良好的地理位置金融机构在设立的时候就进行了地域的选择，独特的地理区位优势将大大促进金融集聚的产生。总体来说，金融企业的选址条件较为苛刻，一般都设立在金融需求集聚地。从世界各大金融中心分布特征来看，金融中心的所在地经常是经济贸易的中心或交通枢纽所在地，这些条件有利于各类商业活动的开展，从而产生对金融服务的需求，例如货币结算、保险、证券、投资融资需求等，这些需求会吸引大量的金融机构，进而为金融集聚的产生创造了有利条件[9-11]。

3.完善的城市基础设施金融聚集区往往在国际化大都市，因此，城市的基础设施主要包括医疗、交通、电信、商务楼、住房、教育等方面的建设。除了先天的地理条件外，基础设施建设的完善与否也是众多跨国公司、国内外金融机构和金融人才在选择时的重点考虑因素之一，因为发达的通讯基础设施和交通设施是金融中心发展的基础，它可以保证迅速有效的收集金融信息，进而使金融活动高效运行，如伦敦基础设施的完善就对金融业的发展起到积极的促进作用。

4.稳定的政治经济环境政治的稳定与否在很大程度上影响着该国货币币值的稳定、投资者的信心、商业的繁荣、金融机构的选址、经济的发展水平等许多方面。无论是从历史的经验还是发展的需要角度来看，只有一个国家和地区的政治稳定，才能保证投资者对该国（地区）的投资信心，才能保证资金自由、高效地在社会各阶层中顺畅流动，如果一个国家的政治环境不稳定，必然影响到整个区域的经济和金融运行。

5.良好的金融发展条件随着金融人才和金融机构的集中，金融创新不断得到发展，这些都为金融集聚发展打下了坚实的基础。杰出的金融人才是金融业的核心资源，而人才优势也往往是金融机构的核心竞争力，经验丰富的各类人才可以高效地处理金融业的各种事务，同时金融机构的集聚也为人才的集聚提供了便利的条件。此外，金融环境的自由化和规范化为金融机构的公平竞争提供了良好的外部条件，有利于金融市场的有序发展和金融集聚的快速形成。

三、金融集聚效应与区域经济增长关系

金融集聚超强的竞争力来源于金融集聚特质形成的集聚效应，金融集聚效应是由于金融集聚因素形成的额外效应，它通过正效应、负效应两方面对区域经济增长产生影响。

（一）正效应正效应是指由于金融集聚的形成对区域经济增长产生积极的作用，它主要包括外部规模经济效应、金融外溢效应、技术进步效应、自我强化机制效应等。

1.外部规模效应在金融发展过程中金融聚集会受到各方面市场因素的推动，其中，区域金融结构的合理程度是影响整个区域金融资源配置效率的最直接因素。金融的各项资源和机构会向某些具有相对经济优势的中心城市集中，各金融机构围绕此中心分布并逐步形成了区域性金融中心。作为一个区域性的金融增长极，极化效应将随着这些金融中心的发展而迅速发展，从而实现外部规模效应，而金融中心则在生产、商品和资金流通等方面都会产生极化效应，由此带动整个区域集聚效应的产生，促进整个区域经济增长，区域金融也正是随着这种金融中心的建立而形成。

2.金融外溢效应由于处于不同发展阶段和具有不同竞争力的金融机构分布在同一特定区域，因此金融产业集聚中的金融机构之间会相互学习对方的优势，从而使金融集群具有明显的信息外溢和知识学习效应。Bossone（2003)的研究表明，地理位置的接近有利于掌握更加丰富的金融信息，金融中介信息提供商的参与，使得银行与借贷经营的企业家之间信息交流充分，从而提高了整个价值链的利润。而金融机构可根据群内企业的需求，提供多样化的金融产品，更好的满足企业的发展需要，同时也拓展了金融机构的盈利空间[6]。Feldman（1999）指出，知识技术的外溢效应随空间距离的扩大而下降，集群所带来的知识溢出，有利于产业集群内经验共享、提高技术创新能力和生产率[7]。

3.技术进步效应首先，金融集聚加快了技术进步和扩散速度。金融集聚区往往是知识和技术中心，知识库和创新资源丰富，形成了有利于创新的区域环境，从而使信息流转迅速，创新效率高，这为提高产品性能提供了技术保证。其次，金融集聚加快了金融企业的技术创新过程。金融集聚区的市场竞争异常激烈，在这种强大的竞争压力下，金融企业会被迫提高产品技术水平和经营管理水平，进而推动技术进步。最后，金融集聚加快了金融辅助产业的技术创新。金融辅助产业创新能加快新产品科研速度，科技成果转化效率也高于其他地区，从而使得产品性能得到较快的提高。

4.自我强化效应随着区域扩大和集聚程度的提高,区域网络规模也随之扩大，在网络效益的作用下，集聚区内的专业化分工程度提高，金融规模扩大,相关企业增多，企业间的技术交流和合作必然增加。另外，随着区域集聚的增强、人员的增加和交易的频繁往来等进一步密切了人们的社会关系，网络效益也不断增强。创新与金融集聚是相辅相成的，金融高度集聚后，主要的金融创新中心也相应地转移到了集聚区，提高了区域经济的竞争力。金融集聚区还可以有效地降低创业风险，提高创新带来的经济回报，使创新系统更有效。因此，外部效益、网络效益、创新效益和技术进步效益都有自我强化的作用。

（二）负效应负效应是指由于金融集聚的形成对周围经济或环境造成的负面影响，如金融资源分布不均匀，机构之间恶性竞争等。

1.金融资源分布不均金融集聚的产生使金融资源分布十分不均衡，这其中包括金融人才、金融机构以及一系列相关的基础设施等。以我国为例，由于各行业绝大部分的金融资源都集聚在经济发达的区域，从而使经济落后的地区资源流失严重，贫富差距不断扩大，这对我国实现经济均衡稳定的发展十分不利[12]。因此，国家应当制定相应的扶持政策，从而使经济均衡发展。

2.金融机构恶性竞争金融集聚的形成使大量的金融机构集中在同一区域内，它们在实现优势互补的同时，也不可避免的产生竞争，若监管不当，则极有可能引发机构之间的恶性竞争，甚至进而产生全球性的金融危机；若机构之间联合起来，则很容易形成垄断，无论产生哪种结果，对国家经济的发展都是十分不利的。以2008年的金融危机为例，美国华尔街的银行家们为了追求巨额的利润，不惜一切降低房贷标准，银行的高杠杆性和监管体制不健全，导致最终引发了次贷危机，进而形成了全球性的金融危机，它在全球范围内都产生了十分巨大的负面影响，如股价大跌、机构大量裁员甚至倒闭、大学生就业困难、房地产泡沫崩溃、经济进入恶性循环等，其造成的损失不计其数。因此，在金融集聚的同时，必须加强政府监管，合理引导其健康有序的发展。

3.内部控制形势严峻金融集聚的产生使同一区域的机构繁多而复杂，必须利用机构内部分工产生的相互制约来协调金融机构的经济活动和经济行为。在我国，对内部控制要求较多的是上市公司，但从实际情况看，上市公司的内部控制也不容乐观。据《沪市上市公司2007年内部控制报告分析》显示，沪市共有146家上市公司出具了公司内部控制报告，占沪市披露2007年年度报告上市公司总数的17％，上市公司披露内部控制报告及其审核意见的数量较少。因此，只有加强内部控制建设，建立完善的内部控制，才能在复杂的经济环境中有效规避风险，进而得到发展。

四、政策建议

目前，中国金融业已经呈现集聚的发展趋势，金融推动区域经济发展和对周围地区的辐射效应越来越大，国内许多城市把推进金融集聚，构建金融中心当作重要的发展战略，但在金融集聚发展和构建金融中心过程中，中国金融业还存在很多待解的难题，要在遵守国际金融业集群发展规律和借鉴金融业集聚的实践经验基础上，与中国的现实状况相结合，客观正视这些问题，才能使区域金融和区域经济实现协调发展。

（一）明确区域经济发展阶段，实施不同金融集聚模式金融集聚主要有政府主导和市场主导这两种形成模式，两种模式各有其特点和适用范围。因此，我国必须考虑两种模式的适用条件，并结合区域经济金融发展现状，引导金融资源在区域间合理配置。金融活动的集聚效益与规模经济效益都说明金融集聚是具有效率的要求，区域金融集聚差异是经济活动的一种客观存在。我国很多地区的金融发展水平还处于中下层次的发展阶段，应该根据其金融发展现状和其所处区域的经济发展规模，制定符合金融发展规律和地区经济特征的金融发展战略，合理构建金融集聚发展模式[13]。

效应范文篇3

单纯的国际贸易，主要是商品的跨国移动，只有国际投资，才有可能形成生产要素直接的和大量的跨国移动。在土地、资本、劳动三种生产要素中，除土地之外，资本和劳动都能在国际之间自由流动。

国际投资，即国际间的资本转移，指的是货币资本和贷款资金从一国流向他国。任何国家或地区要发展经济，必须积累资本。积累资本一种方法是国内储蓄，由储蓄转化为投资；另一种方法就是吸引外资，包括国际贷款和外商直接投资。在经济不发达国家，由于人均收入水平较低，储蓄能力受到限制，资本积累紧缺。在这种情况下，只有外来商品能形成入超现象，国内资本积累才有可能不减少当前消费。但是，入超国家又必须清偿入超商品的资金。由于资本积累不足，只有依赖外国贷款。而能否得到外国贷款，又取决于两国利率之间的差异，即债务国的利息必须高于债权国的利息。所以，国际投资的驱动因素是各国之间利率的差异。至于外商直接投资，则取决于生产成本、市场需求、预期回报率、投资环境和相关优惠政策等多种因素。

国际间的劳动要素的转移，主要取决于劳动价格，即取决于平均工资水平，比如某种类型的劳动在美国的工资率高于墨西哥，就成为墨西哥人跨越国界的经济动机。一般说来，发展中国家工资偏低，移民倾向尤甚。其次，劳动要素转移还取决于劳动者拥有的数量。在一个劳动资源相对过剩的国家，很容易引发向劳动资源稀缺的国家移民的动因。当然，国际投资也会引起发达国家向发展中国家的劳动要素转移，但毕竟属于少量，而且大多是伴随着技术引进，随同设备和资金的技术人员配套转移。而且，这种转移大多带有临时性质。一旦投资项目完成，随行技术人员又会回归本土。

国际投资实现生产要素转移的微观载体是跨国企业。投资的始初动机是以谋求利润最大化为目的生产和经营。建立跨国企业伊始是资本运营，购进设备和技术，又实现了物质生产要素的转移，招聘经营人员和企业员工，又实现了劳动要素转移。可见，国际投资是生产要素跨国移动的第一推动力，跨国企业的规模和数量是鉴定生产要素移动的基本尺度。

生产要素跨国移动有两大效应：

（一）促进世界生产效率并提高实际收入水平

如果资本在美国的边际生产率低，在资本稀少的中国边际生产率高，若美国的资本流向中国，全世界的产值就会获得提高，最终超于均衡。自我国改革开放以来，外商投资不断增加，就是这个原因。

实际上，直接投资并不只是一种资本移动。有时，投资方“完全是在东道国借取创办企业的金融资本，只是加上它的商标牌号、经营准则，以及较少属于有形资产的一些其他资产而已。这个子公司一旦成为获利的企业，它就通过内部利润再投资和新借入资金来发展了，同时还把一部分利润上缴给那个很难看出其进行了投资的母公司”。[4]这种情况虽然鲜见，但仍会使双方感受其益，最重要的是促进了世界生产效率。

劳动要素的跨国移动也是如此。例如某种类型的服务业美国每天能赚15美元，而在意大利每天只能赚3美元；于是某一劳动者移居美国，每天升值到15美元，若移居意大利每天下降到3美元。这样移动的结果，致使意大利劳动的边际生产率自然趋向提高，而美国而相对下降。不过只要有差别，双方就会产生移民的经济动机，从而使实际收入水平提升。

（二）使生产要素稀少性相对差异减轻

由于资本和劳动被吸引到相对稀少的地区，随着跨国移动，相对稀少性在国际间就会减弱。印度相对过剩的劳动者迁往美国，就会降低美国劳动稀少程度，同时降低印度劳动的丰富程度。资本从相反的方向移动，将减轻资本在美国相对丰富的程度，同时降低资本在印度相对稀少的程度。

萨缪尔森写道：“物品在国际间的自由流动部分影响，就好像使生产要素在国际间自由流动一样，衣服从欧洲流向美国、食品从美国流向欧洲趋于使每一国家的特别充足的生产要素不像过去那样充足，并使每一国家的特别稀少的生产要素不像过去那样稀少。”[5]生产要素在国际间的自由移动，会使各种生产要素的价格趋于均衡。

2、国际投资促使国际贸易立体扩散

国际投资直接推进的是中间产品的贸易，间接推动的是最终产品的贸易。一般说的国际贸易，指的是最终产品的贸易，即商品贸易。

国际投资实现的生产要素移动虽然减轻了商品的稀少性，从而减少了国际贸易的机会，可是从另一种意义上说，新生产场所的开辟和建立，又创造了新的贸易园地。假设有一个资本贫乏的国家，从外国进引长期贷款，用以发展本国产业。某些制造品（例如纺织品、塑料之类）原先输入本国市场，现在国内也可以像外国一样廉价生产，故而不需要再输入此类商品。不过由于本国发展生产的结果提高了收入，消费数量与结构已经变化，因而创造了新的需求。所以从现象上看，进口商品减少了，但国内市场却因生产要素的移动而扩大了。因此，一方面贸易关系是国际借贷的产物，即生产要素移动创造了新的商品需求；另一方面，国际贸易又能借助推广市场及刺激资源更有效的利用，因而能创造投资机会，不仅吸引了本国的投资者，也吸引了国外的投资者。新的投资者的出现，又扩大了市场的商品需求。这就是国际投资引发的贸易创造。

投资和贸易的不同之处在于：贸易是一种递增效应，投资则是一种乘数效应。按一般惯例估算，投资效应是贸易效应的5倍。尽管投资有风险，但风险越大，欲念越大，经营者依然会选择投资。只有投资，才能使国际贸易实现立体扩散。

我们不防借助一组数据来说明这个问题。

我国改革开放以来，在利用外商直接投资方面，1978~2007年，共签订投资协议项目464801个，合同金额9428.77亿美元，实际使用外商直接投资4997.60亿美元。其中，外商直接投资协议项目数从1980年的470个上升到2007年的4万多个，增长了近90倍，年均增长率为25.05%；合同外投资从1983年的17.32亿美元上升到2005年的1千多亿美元，增长了近70倍，年均增长率为23.35%；实际使用外商投资从1983年的6.36亿美元上升到2007年的535.05亿美元，增长了84.13倍，年均增长率为24.81%。中国已连续10年位居发展中国家和地区吸收外商直接投资的首位。[6]

外商在华投资对双边贸易起到了巨大的推动作用。我们可以从我国和外商投资企业的进出口总额来印证这个问题。

（一）我国的进出口总额的增长

我国的进出口总额从1983年的436.16亿美元上升到2007年的1万多亿美元，增长了19.52倍，年均增长率为16.02%。其中，出口贸易从1983年的222.26亿美元增长到2007年的5千多亿美元，增长了19.72倍，年均增长率为15.95%。我国出口总额在世界所占的比重同期也上升了5.86%，进口总额上升5.32%。出口总额排名由第17位上升到第3位。

（二）外商在华投资企业进出口总额的增长

外商在华投资企业的进出口总额从1980年的0.42亿美元上升到2007年的5千多亿美元，增长了11244.17倍，年均增长率为50.01%，其占我国对外贸易总额的比重上升55.48%。其中，外商在华投资企业的出口总额同期增长30042.63倍，年均增长率为56.56%，其占我国出口总额的比重上升54.82%；进口总额增长了68213倍，年均增长率为62.24%，其占我国进口总额的比重上升56.18%。可见，外商在华投资企业的对外贸易积极地推动了我国对外贸易的发展。[7]

国际经济学的传统观念认为，国际投资和国际贸易有互相抵消作用。国际投资引发的生产要素移动减轻了生产要素的稀少性。生产要素跨国移动数量越大，国际贸易的动机与赚取的利润也就越少。极言之，生产要素的相对稀少性的悬殊情况可能因国际投资完全消除，那么，引起国际贸易的原因也不复存在。但在实际上，不论是国际投资或是国际贸易，都不可能消除各国之间要素和商品的相对稀少性状态，所以两种功能得以并存，并会逐步扩大。

其实恰恰相反，国际投资和国际贸易更多地表现为互补作用。国际投资能够创造和扩大国际贸易，国际贸易也可以创造国际直接投资。这种关系分为四种情况：（1）投资国的对外直接投资对本国出口贸易具有促进作用，如设备、技术和软件可跟随资本；（2）本投资国的出口贸易对本国的直接投资具有促进作用，如通过贸易出口可以引发直接投资就地销售跨国企业的产品；（3）投资国的对外直接投资可以促进东道国的进口贸易，东道国引进了外资，相应地就会进口生产要素及技术软件；（4）东道国的进口贸易会促进投资国的直接投资，既然有了进口贸易，就会致使投资国实行直接投资，以创造更简便、更有利的贸易机会。

根据国际贸易的实践经验，建立各种经济共同体撤销关税壁垒，实现自由贸易，更能实现比较利益。由此获得的经济利益，西方经济学称之为“贸易创造”。但是，这种情况只适用于经济一体化组织内部，对外却设置一个共同的关税壁垒，可能导致“贸易转向”。当经济共同体的国家较低成本的供给来源代替了共同体内较高成本的来源，即会出现“贸易转向”，即转向低成本的国家。[8]令人遗憾的是，这种机会并不显见，太多的机会往往会消失在经济共同体内。世界贸易组织成立之后，这种情况更为显著，国际贸易在WTO之内，成员国更多地表现为“贸易创造”。未进入世贸组织的国家积极申请入围，其中原因就在于要享受组织内的“国民待遇”。它们需要的是直接的“贸易创造”，而不是消极等待“转移转向”。

伴随着世界贸易组织的不断扩大，“贸易创造”的功效会逐步消失，因为国家越来越少。如果所有国家都加入WTO，“贸易创造”就会完全消失。随之而来的将是“资本创造”，或称“投资创造”。国际投资力度的增强，会实现更为广阔的贸易空间。国际投资引发的贸易效应必将大大超越单纯国际贸易的效应。

3、国际投资推进传统贸易方式改变

世界经济早期的历史格局，国际投资主要是发达国家对殖民地国家和落后国家的投资，俗称资本输出。这种投资虽然有资本入侵的含义，但在客观上却推进了国际贸易的发展，从而也推动了传统贸易方式的改变。

（一）促进出口商品换代升级

从出口商品的结构，可以反映出一国的经济技术发展水平。一般说来，发展中国家出口以初级产品为主，亦即资源性产品为主。资源只有经过开发和利用，才能成为商品，才能实现商品流通。“所以，对于人类，所谓‘资源’，是社会经济结构和人类素质的函数。对应不同的经营方式和开发手段，资源的含义不同。”[9]对于多种经营、综合利用、深度加工和专业化、商品化生产的立体开发方式，就可以构成发展的良好基础；而对于倒山种地、单一经营、自给自足的平面垦殖生产方式，那就只能陷入“低水平陷阱”，那就只能是“富饶的贫困”。

资源开发固然要靠人的智力，但智力必须凝聚为技术，才能形成现实的生产力。依靠自身经营的积累，社会也会有进步，但那是一个漫长的历史过程。在世界竞争的格局下，很可能会出现富者愈富，穷者愈穷的“马太效应”。经济全球化和世界市场的开放，无疑会缩短这个历程。国际投资、技术引进，会不断使资源性产品升级，增加科学技术含量，从而使商品换代升级。

（二）从“进口替代”到“出口替代”

发展中国家的开放经济分为两种类型：一是基本的内向经济，但又是有进出口贸易；二是外向经济，有大量的进出口贸易。与之相适应，发展中国家的进出口战略也可分为两种：“进口替代”和“出口替代”。

进口替代，指的是过去以进口工业制成品为主，现在改为本国工业制成品代替同类进口商品，为此，这些国家需要在国内建立面向国内市场的工业，以减少对国外市场的依赖。但进口替代需要进口用于发展本国工业品的设备和某些原料，因此又需要出口初级产品以换取外汇，弥补国际收支逆差。在这种情况下，进口替代往往以初级产品的出口作为前提。

出口替代，指的是过去以出口初级产品为主，现在改为以本国工业制成品的出口代替初级产品的出口。为此，这些国家应在国内建立起面向国外市场为主的工业部门，并要使这类产品在国际市场上有竞争能力。

当代经济发展理论普遍认为，进口替代是较低级的出口模式，出口替代是较高级的出口模式。

新加坡和韩国是两个比较成功的实现“出口替代”的典型例证。

新加坡1965年宣布独立，当时只有橡胶园，地势坎坷不平。没有什么基础。通过引进外资和引进技术，使本国经济在短期内改变了面貌。当时，新加坡政府积极支持和鼓励工业界实现生产自动化，重点放在推广和使用机器人上。新加坡自造的第一名“烧焊工”机器人于1983年诞生，另一台“喷漆工”机器人也相继问世。新加坡推行了电脑教育“五年计划”，使20%的中学生成为电脑俱乐部成员。20世纪80年代新加坡开始出口电子计算机，驶向国际市场的惊涛骇浪。

韩国在过去30年里，利用美、日等发达国家改变经济结构的机会，将外国资本、技术同国内的廉价劳动力结合起来，20世纪60年展了轻纺工业。70年代又突出发展了重化工业，用出口推动了经济发展，从一个贫穷落后的地区一跃成为新兴工业化地区。韩国从20世纪80年代开始大力发展科学技术，实行“科技兴国”方针。为了跟上新技术革命的步伐，韩国制定了“1984-2000年科技发展战略”，提出两项主要任务：一是开发尖端技术，将产业结构改造为“发达国家型”产业结构；二是根本上解决粮食、能源、环境污染、疾病、住宅、城市过密等问题。韩国的学者、实业家、官员都认为21世纪将成为“太平洋世纪”，强调“不要错过时机”，要积极地迎接“太平洋时代”。

（三）从“单向投资”到“双向投资”

单纯的国际贸易，很容易因袭原有的方式。只有通过国际投资的冲击，才能推进贸易方式的改变。

国际投资的始初行为是资本过剩的发达国家向资本稀少的落后国家的单向投资，落后国家在很长时期内几乎没有什么对外投资能力。但国际投资和国际贸易一样，基本上属于双边行为，落后国家发展到一定阶段，必然冲出国界，走向对外投资的行列。从单向投资转向双向投资，是世界历史的巨大进步。

我们试以中国为例来说明这个问题。

改革开放以后，大量外国商品进入中国市场，大量外资企业落户中国，国内市场竞争激烈。因此，越来越多的中国企业开始把视角转向海外市场。可以肯定地说，寻求市场是中国企业对外投资的直接动机。

1979年8月13日，国务院提出“出国办企业”的经济改革措施，第一次把发展对外直接投资作为国家政策，从而拉开了中国企业对外直接投资的序幕。

中国对外投资包括三种类型：（1）为支持进出口贸易而进行的投资；（2）为支援第三世界国家而进行的投资；（3）为承包工程和劳务输出而进行的投资。

1990年，我国已开办801个世界境外企业，分布在93个国家和地区。在美国、日本、韩国、澳大利亚、加拿大、俄罗斯、新加坡、泰国、马来西亚和港澳地区就集中了我国非贸易性企业的2/3。

1999年，我国境外投资扩展到100多个国家和地区，投资相对集中于发达国家以及新兴工业化国家和地区。排在前10位的是独联体国家、美国、港澳地区、泰国、澳大利亚、日本、加拿大、马来西亚、新加坡和德国。截止2007年，中国对外直接投资分布在全球已达149个国家和地区，投资存量已达5百多亿美元。[10]

中国对外投资在发展中国家虽然不是首开先例，但其雄健的脚步却有后发夺人之势。尽管我国目前对外投资的比重还比较微少，风险投资领域尚未涉足，但这却是一个光辉的起点。可以肯定，中国对外投资终究要跃居世界前列，并将对国际贸易发生更为积极的影响。国际投资和国际贸易，必将成为我国步入世界经济舞台的“双子星座”。

参考文献

[1]陈胜昌，经济全球化：趋势和影响，透过互联经济体系创造财富[M]北京：经济科学出版社，2002，89

[2]马克思，哲学的贫困，马克思恩格斯全集（第4卷）[M]北京：人民出版社，1971，169

[3]马克思、恩格斯，共产党宣言，马克思恩格斯全集（第1卷）[M]北京：人民出版社，1971，487

[4]彼得·林德持，国际经济学[M]上海：上海译文出版社，1985，488

[5]保罗·萨缪尔森，经济学（下册）[M]北京：商务印书馆，1982，69

[6]王洪庆，外商直接投资的贸易效应研究[M]北京：经济科学出版社2007，41-42

[7]王洛林主编2007-2008中国外商投资报告[M]北京：中国社会科学出版社，2008.163-164

[8]斯纳德，国际经济学导论[M]北京：东华书局，1967，251-252

效应范文篇4

关键词“3414”；油菜；肥效试验；施肥模型；安徽黟县

为探索黟县主要土壤类型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，进行了“3414”肥效试验[1-2]，现将结果总结如下。

1材料与方法

1.1试验概况

试验设在黟县农业技术推广所农户承包田位于东经117°53′51.57″，北纬29°54′29.01″，海拔194m，为近代山河冲积物发育的潴育型水稻土。该田块土层较厚，质地中壤，灌排良好，土壤有机质36.82g/kg，pH值5.5，碱解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效钾（K）72mg/kg。主要为油、稻连作，前茬水稻常年单产550kg/667m2左右。供试作物为杂交油菜品种丰油9号。供试肥料：山东省滕州化工厂生产的尿素（含N46%）；铜官山化工总厂生产的普通过磷酸钙（含P2O512%）及进口氯化钾（含K2O60%）。

1.2试验设计

采用“3414”[3]完全区组设计，设氮、磷、钾3个因素，4个水平，共14个处理，具体方案见表1。3次重复，小区面积24m2，共2畦，畦宽1.2m，长10m，小区内沟深15cm，宽25cm。区组及小区间沟深20cm，宽35cm。外设保护行1.2m以上。

1.3试验实施

采用免耕育苗移栽[4-5]。前茬收割后及时清理杂草、移除稻草，取土化验。移栽前拉绳铲沟、做畦、施基肥。小区划定后及时插上标牌，各处理随机排列。试验于2008年9月28日播种育苗，11月15日移栽，每畦4行，每行40株（行距30cm，株距25cm），每小区栽320株，折合8893株/667m2。缓苗后用50%乙草胺80g/667m2对水50kg防杂草。各处理氮肥的50%、钾肥60%及全部磷肥整地时作基肥一次性施入；氮肥的30%及40%的钾肥作越冬苗肥；20%氮肥作薹肥。同时，施硼砂1kg/667m2作基肥，初花期结合治虫再用硼砂100g/667m2对水50g喷雾1次。除施肥外，各处理田间管理措施均一致。2009年5月17日收割。

2结果与分析

2.1生物学性状

调查表明，各处理生育进程及有效分枝起点基本一致，但株高、有效分枝数、角果数、角粒数差异较大。施肥具有显著增加株高的作用，不同处理以施肥量多者居高。处理6株高为最高，达167.0cm，比处理1高41.0cm。从不同肥料类型对油菜株高影响程度来看，以氮肥最为显著，磷肥次之，钾肥最小。施肥对油菜有效分枝数均有一定影响，但以氮、磷影响程度最大，且彼此呈显著的正相关。适量施用钾肥能提高油菜有效分枝数[6]，但过量施用则使有效分枝数明显减少。相关分析显示：氮、磷、钾施肥量与有效分枝数拟合的一元二次方程的复测定系数R2分别为0.9896、0.9517和0.7538。有效角果数是影响油菜产量的重要结构性指标，施肥有提高有效角果数作用，但与氮磷钾各因子的相关性均不显著，一元二次方程的R2值均小于0.87，以处理7和处理11最高。角果粒数是影响油菜产量的另一关键性指标之一，结果表明，适量增施氮磷钾肥有提高油菜角果粒数作用，但随着施肥量的继续增加，角果粒数呈趋减之势（表2）。

2.2产量及效益

产量以处理11（N3）最高，处理7（P3）次之，处理9（K1）和处理6并列第3位，分别比处理1（未施肥）增产104.16、101.40、100.00kg/667m2，增收374.98、365.04、360.00元/667m2。肥料成本分别为112.72、103.62、78.14、92.13元/667m2，产投比分别为2.33∶1.00、2.52∶1.00、3.61∶1.00、2.91∶1.00，以处理9效益最好。

2.3效应模型分析

2.3.1三元二次效应方程。试验产量结果（表3）经回归分析，拟合三元二次肥料效应方程为：

Y=85.84+10.14N+2.01P-0.29K-0.3N2-0.53P2-0.45K2+0.23NP-0.16NK+1.11PK

经检验，方程BO、N及N2三项回归系数均达显著水平，其余不显著。回归方程相关系数R为0.994377，表明该试验的产量与施肥量呈显著的正相关；标准误差为6.24892，F值39.75，在F0.01=14.66水平上达极显著；复测定系数R2和调整复测定系数R2分别为0.988785和0.963552，表明用该试验结果进行多元方程的拟合效果较好。P值为0.00147，表明用该方程推荐当地油菜氮、磷、钾肥料用量合适。

当肥料纯氮、五氧化二磷、氧化钾价格分别为3.58、3.83、5.83元/kg，油菜籽3.6元/kg时，该方程推荐的最佳施肥量为：纯氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化钾1.34kg/667m2，最佳产量182.85kg/667m2。经计算可得出投入化肥成本79.66元/667m2，油菜产值658.26元/667m2。

2.3.2一元二次效应方程。分别对氮、磷、钾因子进行一元二次回归分析，拟合一元二次肥料效应方程为：

氮效应方程：Y=100.14+10.563N-0.3025N2（R2=0.9894）

磷效应方程：Y=141.55+12.117P-0.7722P2（R2=1）

钾效应方程：Y=170.91+8.2125K-0.9635K2（R2=0.9703）

得出：纯氮、五氧化二磷、氧化钾最佳施肥量分别为15.8、7.2、3.4kg/667m2，最佳产量分别可达到191.5、188.8、187.7kg/667m2。氮磷钾比为1.00:0.46:0.22，投入化肥成本103.96元/667m2，油菜产值675.72~689.40元/667m2。

3结论与讨论

试验结果表明：肥料用量对油菜生育期、有效分枝部位的影响较小，但与株高、有效分枝数呈显著正相关。氮、磷一元二次相关方程的复测定系数R2分别达0.9896、0.9517。肥料用量与有效角果数、角果粒数的相关性较差。对油菜产量的影响以氮最显著，其次是磷。

试验结果拟合的三元二次效应方程：

Y=85.84+10.14N+2.01P-0.29K-0.3N2-0.53P2-0.45K2+0.23NP-0.16NK+1.11PK

及一元二次效应方程：

氮效应方程：Y=100.14+10.563N-0.3025N2（R2=0.9894）

磷效应方程：Y=141.55+12.117P-0.7722P2（R2=1）

效应范文篇5

摘要：运用协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术，对我国财政政策与实际经济变量之间的影响关系进行分析，我们发现：财政政策变量与实际GDP、私人投资存在显著的协整关系，而且财政支出对实际经济在长期均衡关系上呈显著的正向影响。而动态分析则表明，财政支出对实际经济、私人投资影响显著，这意味着通过变动财政政策对稳定经济可以在短期内收到明显的成效。关键词：财政政策冲击，动态效应，私人投资，实际GDP一、引言从1998年以来，为了应对亚洲金融危机、世界经济下滑以及国内需求不足等问题，我国政府连续5年实施了积极的财政政策，包括：连续发行长期建设国债，大规模增加基础设施投资；调整收入分配政策，扩大消费需求；扩大政府采购规模；调整税收政策和财政支出结构，鼓励和扩大投资、消费和出口。这些政策的实施对我国经济增长起到了积极的效应。但是，关于积极财政政策效果的讨论一直没有停止过，中国社科院财贸经济研究所课题组的研究表明，积极财政政策的实施对投资、消费和出口等方面都有明显的拉动效应，还有一些学者的究表明，积极财政政策对经济增长不仅没有发生挤出效应，而且有挤入效应；但另外一些学者从债务的可持续性以及财政的稳定性出发，指出过度积极财政政策的实施会对经济的长期稳定和增长构成威胁。对于宏观经济的运行，经济学家们认为把宏观经济系统看成是一个动态的、随机性系统的观点是十分有益的，它是现在和过去各种冲击的反应，因此，按照这个观点，向量自回归(VAR)模型自然也就成为一个非常合适的实证分析工具。一些学者的调查表明，用VAR模型分析宏观经济政策冲击在国际上是一个相当有价值的方法，并且也取得了丰富的研究结果。鉴于此，本文利用向量自回归模型(VAR)和基于VAR模型的协整检验、脉冲响应函数和方差分解等计量方法对财政政策冲击动态效应进行了分析。我们主要关注两个问题：一是财政政策变量与实际经济、私人投资等的长期关系；二是财政政策冲击的动态效应。这两个问题的研究，无论是对于政策实施效果的把握还是对政策目标的及时调整均有着重要的现实意义。二、财政政策效应的理论分析财政政策效应的理论分析可以概括为对凯恩斯主义和非凯恩斯主义政策含义的阐述。凯恩斯主义认为经济在达到充分就业水平前，总供给曲线是向上倾斜的，而在充分就业水平时，总供给曲线则是垂直的。在凯恩斯看来，不稳定性是资本主义市场经济所固有的，经济低于充分就业的状态可能持续相当长的时间。因此，凯恩斯认为以相机抉择的财政政策和货币政策为手段的政府干预，能够使这种总体不稳定性得到纠正，并使经济在充分就业水平上保持稳定。在凯恩斯的财政政策理论中，政府支出和税收是两个主要的政策手段。关于政府支出对实体经济的效果，凯恩斯主义以消费函数加以说明，认为当期消费决定于当期收入，这样，政府支出的增加将导致居民收入的增加，收入增加又导致消费增加，而消费增加将再次导致收入的增加，因此，一次财政支出的增加将使收入呈倍数增加，即乘数效应。乘数的大小取决于居民的边际消费倾向、宏观税率、边际进口倾向。货币主义认为经济的稳定性是固有的，当经济受到某种干扰后会很快恢复到处于自然失业率水平的长期均衡，正统的货币主义者对积极的稳定政策提出质疑。弗里德曼(1957)的持久收入假说对税收变化对刺激需求的作用提出了质疑，认为消费依赖于持久的收入，而不是暂时的收入，由于税收变化并不影响持久收入，因而至多只有微弱的乘数效应。因此，在弗里德曼看来，财政政策只在短期内能够影响产量和就业，但就长期而言，财政扩张不过代替和挤出了某些私人部门的投资，实际收人仍保持不变的自然率水平上。70年代新古典主义者发动了“理性预期革命”，他们的财政政策含义是，财政赤字的扩大，政府将来必然会增加税收，弥补赤字。如果民间经济主体是理性的，并且信息是完全的，消费者就会抑止当前的消费，将收入储蓄起来，留到将来政府增加税收时用来交税，消费者这种理性的行为将降低财政政策的效果。从上面的分析可以看出，凯恩斯主义者对积极财政政策效应持的是肯定态度，而非凯恩斯主义虽然承认财政政策具有短期效应，但对长前效应却持有否定的观点，尤其是货币主义认为长期上财政扩张不过是挤出了私人部门的投资。显然这些不同的政策主张只能通过实证分析来加以检验。三、我国财政政策冲击效应的动态分析我们选择四个变量：实际GDP(用符号Yt表示)、财政支出(GIt)、宏观税收(Tt)和私人投资(PIt)。其中宏观税收(Tt)用各种税收总额作为变量，私人投资(PIt)用按投资资金来源分类的统计报表中自筹资金、企事业单位自有资金、银行贷款、债券和其它来源资金合计作为变量。这些变量均采用季度时间序列，样本范围为1998年第1季度到2003年第4季度，样本数据来自国家信息中心的数据中心网站和《中国人民银行统计季报》，部分数据是通过把月度数据折算为季度数据得到的。这里只用了6年24个季度数据，主要是受限于投资资金来源的详细月度数据在统计报表中仅从1998年开始的，而冲击反应分析不宜用年度数据的结果。上述各序列均采用X11季节调整程序进行了季节调整，并进行了对数变换。1．单位根检验、协整关系检验由于VAR模型的分析结果严格依赖于随机扰动项为白噪声序列这一假设条件，因此，我们首先必须对各序列进行单位根检验和协整关系检验。并且，通过协整检验我们也可以对所考察变量之间的长期均衡关系进行研究，这也是本文的目的之一。表1给出了单位根检验的ADF统计量、PP统计量和1%水平的临界值，根据表1的结果可知，在1%的显著水平下，4个时间序列均不能拒绝“存在单位根”的原假设，因此，这4个变量在水平值上都是非平稳的，我们继续对这4个时间序列的1阶差分进行单位根检验，可以发现这4个变量都是差分平稳的(检验结果略)。因此，可以判断所考察的4个时间序列都是1阶单整的。下面我们对这4个变量进行协整关系检验，设四维随机向量为：Xt=(Yt，GIt,Tt，PIt)''''，它的P阶VAR模型为：其中εSt是无序列相关的残差序列，T是样本容量。可以将上述模型表示为：如果上述模型中矩阵∏是降秩的，即0<rank(∏)=r<4，则称向量Xt的各个分量之间是协整的，这时存在列满秩矩阵α4×r，和β4×r，使得∏=α4×rβ4×r''''。这时称民：，矩阵的每一列为协整向量，即它们作为系数可以使得p，x是平稳的。我们利用基于VAR模型的Johansen特征根检验判断随机序列之间的协整性，并且获得显著性最高的协整组合。表2给出了变量Yt，GIt，Tt，PIt的协整关系检验结果(仅给出了第一、第二大特征根)。从表2的检验结果可知，在1%的显著水平下协整秩为1，即存在一个显著的协整向量，将协整向量标准化(取第一个分量为单位1)后，可以得到如下协整关系：其中协整系数下面括号内数值为标准差，ut为平稳时间序列。由于经济时间序列的协整关系不仅可以有效地解决利用非平稳时间序列建立模型所有可能产生的伪回归问题，而且它一般具有明显的经济含义，它表示这些变量之间存在着共同的趋势，具有长期的均衡关系，因此，我们可以利用协整关系检验判断变量Yt，GIt，Tt，PIt之间长期的关系。上述4个变量的协整关系检验结果表明，在1%显著水平下，变量之间存在着长期均衡的关系，这意味着实际GDP、财政支出、私人投资及宏观税收之间存在长期的相互作用关系。财政支出与实际GDP成正向变动，而且参数显著，说明扩张性的财政支出对促进拉动经济较为有效，同样私人投资也与实际GDP成正方向变化，而且相对财政支出对经济的拉动效应更有效，而税收和实际GDP成反方向变动，但参数不显著，这说明税收的变化对实际GDP的影响不明显。自从1998年以来我国的财政支出一直呈上升趋势，从上述的协整关系可以看出，这一政策的实施对解决国内需求不足的问题是能够得到统计检验支持的。但我们也发现，自1998年开始，宏观税率也一直呈现上升趋势，即宏观税收相对于GDP上升速度更快，这必然会对积极财政政策目标的实现带来一定的负面影响，不过从上述检验的结果看，这种影响不会很大。以上的长期均衡关系检验仅是本文目的之一，下面我们对财政支出冲击的动态效应进行分析，所采用的模型是基于VAR模型的脉冲响应函数分析和方差分解技术。2．财政支出冲击的脉冲响应分析脉冲响应函数刻画的是在扰动项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响到这个变量的本身，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它所有的内生变量。由方程(1)得到的向量移动平均模型(VMA)为：其中Ψp=(Ψp,ij，为系数矩阵，p=0，1，…。则对yj的脉冲引起的yi的响应函数为：Ψ0,ij，Ψ1,ij，Ψ2,ij，…。下面我们分别给财政政策变量一个标准差的冲击得到的脉冲响应函数图，横轴表示冲击作用的滞后期数(单位：季度)，纵轴表示脉冲响应函数值，代表了财政政策冲击造成的反应。图中的实线为脉冲响应函数值随时间的变化路径，两侧虚线为响应函数值加、减两倍标准差的置信带。由于税收冲击对实际GDP影响较弱，脉冲响应函数值在横轴附近轻微波动，因此这里我们只给出财政支出冲击对实际GDP、私人投资影响的脉冲响应函数图。[1][2][][]图1是对财政支出的冲击引起的实际GDP变化的响应函数。从图1中可以看出，当本期给财政支出一个冲击后，实际GDP在前3期增长较快。这主要是因为在国民收入核算(SNA)的支出法中，投资是国民收入的一个主要部分的结果，由第3期到第4期开始快速回落，然后再缓慢上升，到第7期达到最大，并且呈现出长久效应的特征。这段时期的效应应该是财政支出对实际经济的拉动效应的真实体现，同时也说明了以基础设施投资为主的财政支出存在滞后效应。总之，在通货紧缩时期，通过连续地给财政支出冲击对解决内需不足和促进实际经济增长是能够得到统计检验支持的。图2是由财政支出的冲击引起的私人投资变化的脉冲响应函数图。从2中可见，当给财政支出一个冲击后，在私人投资水平在前两期呈下降特征，尤其是从本期开始到第2期呈快速下降，然后开始逐渐回升，到第5期到达最大值，然后逐渐回落，到第8期后又开始微微上升。对于上述现象，我们认为，短期的挤出效应是由于政府在向企业、居民和商业银行借款来实行扩张性政策时，增加借贷资金需求同私人部门资金竞争，从而导致了短期私人投资水平的下降结果。但是，由于我国近些年来的财政支出的重点是加大对基础设施的投资，在国民经济发展较快时，如果基础设施跟不上经济发展的需求，它就会对经济发展形成“瓶颈”制约，此时加大基础设施建设不仅可以改善投资环境，降低私人部门的投资成本，刺激私人投资。同时政府在基础设施领域的投资还会对与之关联的钢铁、水泥、建材和部分机械制造业带来辐射效应，从而形成新的、有利的投资机会，这也会引致私人部门投资。当政府投资对私人部门投资的这种拉动效应大于因政府投资导致利率上升的挤出效应时，它就会在经济中综合地表现为对私人投资的挤入效应。因此，我们从图2看到从第3期到第8期财政支出冲击对私人投资具有明显的拉动效应。3．各变量对实际GDP和私人投资贡献率分析下面我们利用方差分解技术来分析各种冲击对实际GDP和私人投资的贡献率。方差分解是Sims于1980年提出的一种描述系统动态的方法。脉冲响应函数是追踪系统对一个变量的冲击效果，而方差分解则是将系统的均方误差(MeanSquareError)分解成各变量冲击所做的贡献。通过将一个变量冲击的均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献，然后计算出每一个变量冲击的贡献占总贡献的比例，可以了解不同变量的相对重要性。方差分解模型为：其中，Ψa,ij是脉冲响应函数σij，是白噪声序列第j个分量的标准差，yit是自回归向量的第i个分量，RVCij(S)表示第j个分量对第i个分量的方差贡献率。方差贡献率大小的经济含义是，如果RVCij(S)较大则意味着第j个分量对第i个分量影响较大；反之则反是。下面我们分别给出了各变量对实际GDP和私人投资的贡献率的合成图。横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：季度)，纵轴表示对应于不同滞后期各变量的贡献率。我们首先给出了各变量对实际GDP贡献率的合成图3，从中可以看出，如果不考虑实际GDP自身的贡献率(自我累加效应)，则私人投资对实际GDP的方差贡献率最大，而财政支出和税收的贡献率则较小，这个结果和我们的协整检验结果基本相同。说明私人投资对实际GDP拉动效应较财政支出对实际GDP直接的乘数效应要大得多，这也预示着财政支出政策的制定必须考虑对私人投资的间接影响，而不仅仅是财政支出自身对实际GDP的直接影响，这是把握财政政策效应的一个关键问题。下面我们进一步分析各变量对私人投资方差贡献率，在图4中，如果不考虑私人投资自身的贡献率，我们会发现对私人投资影响最大的是实际GDP，对这一点不难理解，即投资取决于收入。除此之外，宏观税收对私人投资影响比财政支出影响作用大。因此，通过上述方差分解分析，我们得到两点启示：1、考察财政政策效应的关键是看对私人投资的影响，这也预示着财政政策的制定必须首先着眼于对私人投资的效应；2、私人投资对宏观税收的敏感程度要相对高于对财政支出的敏感程度，这也是在政策制定时必须注意的一个问题。四、实证检验的基本结论通过季度时间序列，利用基于VAR模型的协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术，对我国财政政策与实际经济变量之间的长期均衡关系和动态影响进行了分析，得到以下几点结论：首先，我们发现在实际GDP、财政支出、私人投资和宏观税收之间存在显著的协整关系，其中财政支出和私人投资均对实际GDP具有显著的正向影响，这和凯恩斯主义理论相吻合。但从长期看，宏观税收对实际经济的影响不显著，这一点和非凯恩斯主义观点相一致。因此，通过调整财政支出来稳定经济的政策能够得到统计检验支持。其次，脉冲响应分析表明，扩张性的财政支出对于拉动实际经济具有明显的长久效应，但对私人投资在短期内具有挤出效应，这正是政府在向企业、居民和商业银行借款来实行扩张性政策时，增加借贷资金需求同私人部门资金竞争，从而导致了短期私人投资水平的下降直接体现。但是从长期均衡关系上看，财政支出对私人投资则具有拉动响应，这是政府以基础设施领域为重点进行投资引致的私人投资增加与利率上升导致对私人投资挤出两种效应的综合效应。第三，通过对各变量对实际GDP和私人投资重要程度分析的表明，相对于财政支出，私人投资对实际经济的影响作用更大，而私人投资对宏观税收的敏感性要强于对财政支出。最后，根据本文的检验结论，针对目前我国宏观经济局部过热问题，政府通过调整财政支出结构、减少部分基础设施投入等宏观调整政策是有理论根据的，而且在短期内(2—3个季度)应该有明显成效。但是由于财政政策的乘数效应相对于私人投资对实际经济的效应小，因此，在由积极财政政策向稳健财政政策转变过程中，必须关注财政政策对私人投资的间接影响，而不是仅仅关注财政政策自身对实际经济的直接影响。除此之外，财政政策的调整还必须注意，由于我国幅员辽阔，各区域在基础设施存量上的差异，财政政策效应本身又存在区域非均衡特征，因此，在财政政策的调整上，不仅在各行业上应该区别对待，实行“有保有压”，而且在地区上也应该实行“有保有压”的财政政策，这样才能保证政府提出的由积极财政政策向稳健财政政策转变的顺利实现。

效应范文篇6

关键词“3414”；油菜；肥效试验；施肥模型；安徽黟县

为探索黟县主要土壤类型油菜最佳施肥量及配比，建立施肥模型，进行了“3414”肥效试验[1-2]，现将结果总结如下。

1材料与方法

1.1试验概况

试验设在黟县农业技术推广所农户承包田位于东经117°53′51.57″，北纬29°54′29.01″，海拔194m，为近代山河冲积物发育的潴育型水稻土。该田块土层较厚，质地中壤，灌排良好，土壤有机质36.82g/kg，pH值5.5，碱解氮（N）222mg/kg，有效磷（P）2.1mg/kg，速效钾（K）72mg/kg。主要为油、稻连作，前茬水稻常年单产550kg/667m2左右。供试作物为杂交油菜品种丰油9号。供试肥料：山东省滕州化工厂生产的尿素（含N46%）；铜官山化工总厂生产的普通过磷酸钙（含P2O512%）及进口氯化钾（含K2O60%）。

1.2试验设计

采用“3414”[3]完全区组设计，设氮、磷、钾3个因素，4个水平，共14个处理，具体方案见表1。3次重复，小区面积24m2，共2畦，畦宽1.2m，长10m，小区内沟深15cm，宽25cm。区组及小区间沟深20cm，宽35cm。外设保护行1.2m以上。

1.3试验实施

采用免耕育苗移栽[4-5]。前茬收割后及时清理杂草、移除稻草，取土化验。移栽前拉绳铲沟、做畦、施基肥。小区划定后及时插上标牌，各处理随机排列。试验于2008年9月28日播种育苗，11月15日移栽，每畦4行，每行40株（行距30cm，株距25cm），每小区栽320株，折合8893株/667m2。缓苗后用50%乙草胺80g/667m2对水50kg防杂草。各处理氮肥的50%、钾肥60%及全部磷肥整地时作基肥一次性施入；氮肥的30%及40%的钾肥作越冬苗肥；20%氮肥作薹肥。同时，施硼砂1kg/667m2作基肥，初花期结合治虫再用硼砂100g/667m2对水50g喷雾1次。除施肥外，各处理田间管理措施均一致。2009年5月17日收割。

2结果与分析

2.1生物学性状

调查表明，各处理生育进程及有效分枝起点基本一致，但株高、有效分枝数、角果数、角粒数差异较大。施肥具有显著增加株高的作用，不同处理以施肥量多者居高。处理6株高为最高，达167.0cm，比处理1高41.0cm。从不同肥料类型对油菜株高影响程度来看，以氮肥最为显著，磷肥次之，钾肥最小。施肥对油菜有效分枝数均有一定影响，但以氮、磷影响程度最大，且彼此呈显著的正相关。适量施用钾肥能提高油菜有效分枝数[6]，但过量施用则使有效分枝数明显减少。相关分析显示：氮、磷、钾施肥量与有效分枝数拟合的一元二次方程的复测定系数R2分别为0.9896、0.9517和0.7538。有效角果数是影响油菜产量的重要结构性指标，施肥有提高有效角果数作用，但与氮磷钾各因子的相关性均不显著，一元二次方程的R2值均小于0.87，以处理7和处理11最高。角果粒数是影响油菜产量的另一关键性指标之一，结果表明，适量增施氮磷钾肥有提高油菜角果粒数作用，但随着施肥量的继续增加，角果粒数呈趋减之势（表2）。

2.2产量及效益

产量以处理11（N3）最高，处理7（P3）次之，处理9（K1）和处理6并列第3位，分别比处理1（未施肥）增产104.16、101.40、100.00kg/667m2，增收374.98、365.04、360.00元/667m2。肥料成本分别为112.72、103.62、78.14、92.13元/667m2，产投比分别为2.33∶1.00、2.52∶1.00、3.61∶1.00、2.91∶1.00，以处理9效益最好。

2.3效应模型分析

2.3.1三元二次效应方程。试验产量结果（表3）经回归分析，拟合三元二次肥料效应方程为：

Y=85.84+10.14N+2.01P-0.29K-0.3N2-0.53P2-0.45K2+0.23NP-0.16NK+1.11PK

经检验，方程BO、N及N2三项回归系数均达显著水平，其余不显著。回归方程相关系数R为0.994377，表明该试验的产量与施肥量呈显著的正相关；标准误差为6.24892，F值39.75，在F0.01=14.66水平上达极显著；复测定系数R2和调整复测定系数R2分别为0.988785和0.963552，表明用该试验结果进行多元方程的拟合效果较好。P值为0.00147，表明用该方程推荐当地油菜氮、磷、钾肥料用量合适。

当肥料纯氮、五氧化二磷、氧化钾价格分别为3.58、3.83、5.83元/kg，油菜籽3.6元/kg时，该方程推荐的最佳施肥量为：纯氮16.72kg/667m2、五氧化二磷3.13kg/667m2、氧化钾1.34kg/667m2，最佳产量182.85kg/667m2。经计算可得出投入化肥成本79.66元/667m2，油菜产值658.26元/667m2。

2.3.2一元二次效应方程。分别对氮、磷、钾因子进行一元二次回归分析，拟合一元二次肥料效应方程为：

氮效应方程：Y=100.14+10.563N-0.3025N2（R2=0.9894）

磷效应方程：Y=141.55+12.117P-0.7722P2（R2=1）

钾效应方程：Y=170.91+8.2125K-0.9635K2（R2=0.9703）

得出：纯氮、五氧化二磷、氧化钾最佳施肥量分别为15.8、7.2、3.4kg/667m2，最佳产量分别可达到191.5、188.8、187.7kg/667m2。氮磷钾比为1.00:0.46:0.22，投入化肥成本103.96元/667m2，油菜产值675.72~689.40元/667m2。

3结论与讨论

试验结果表明：肥料用量对油菜生育期、有效分枝部位的影响较小，但与株高、有效分枝数呈显著正相关。氮、磷一元二次相关方程的复测定系数R2分别达0.9896、0.9517。肥料用量与有效角果数、角果粒数的相关性较差。对油菜产量的影响以氮最显著，其次是磷。

试验结果拟合的三元二次效应方程：

Y=85.84+10.14N+2.01P-0.29K-0.3N2-0.53P2-0.45K2+0.23NP-0.16NK+1.11PK

及一元二次效应方程：

氮效应方程：Y=100.14+10.563N-0.3025N2（R2=0.9894）

磷效应方程：Y=141.55+12.117P-0.7722P2（R2=1）

效应范文篇7

幽默广告独特的美学特征和审美价值，能促进广告信息的传播。

1.幽默广告符合当代人的心理需要。当今时代的设计，已摆脱传统单一思维的束缚向多元化的沟通发展，并唤起受众的参与和介入，其新颖而多样化的表现方法，体现了当代设计求新、求异、求奇的设计理念，是变化的、富于人性的设计风格。幽默广告反映出当今时代的设计特征，其最大的特点是娱乐性，与当代文化的大众化趋势相一致。因为社会的竞争压力越来越大，幽默就是最好的精神调节剂，它可以减少人们的压抑与忧虑，给人一种轻松愉快的感觉。幽默广告将深层寓意包含在风趣、机智和戏谑中，使人们在轻松愉悦的精神享受中不知不觉地接受对方观点。

2.幽默能淡化广告的直接功利印象。创造幽默，从美学上讲，最基本的前提是使心灵摆脱与事物间的功利关系，尽可能地使心灵处于审美观照和自由的状态。商品交易的功利性让消费者容易产生一种抵抗、怀疑的情绪，幽默广告将创意主体的敏锐和巧思通过轻松诙谐的情节表现出来，使广告充满了浓郁的感情色彩和艺术的美感，从而淡化了广告的直接功利印象，让人们在艺术的感染和享受中潜移默化地接受广告的信息，达到自然传播的默契。

3.幽默广告能加深受众印象、形成记忆识别。消费者购买心理的全过程，是广告创作的基本原则之一。1898年，由美国E.S.刘易斯最先提出AIDMA原则，其含义为：A(Attention)引起注意；I(Interest)产生兴趣；D(Desire)培养欲望；M(Memory)形成记忆；A(Action)促成行动。也就是说，在广告创作中必须有意识地贯彻引人注目的信息，使人产生购买欲望，并形成记忆，最终转变为购买行动的原则，这样才能创作出最有效的广告。幽默广告的戏剧性、故事性很强，能有效地吸引消费大众对广告的注意力，诱发他们的购买欲望。

4．幽默能提升广告的品位。在黑格尔的美学体系中，他认为幽默是创作主体的一种才能，是用智慧使客观内容达到充分的主观性的表现，并有丰富而深刻的精神基础的美感特征。幽默广告是智慧的结晶，它具有的艺术性、情趣性和思想性体现出事物底蕴的深刻积淀。幽默广告运用诙谐幽默的语言以及经过艺术处理的富有感染力的形象，创造出某种夸张的、具有戏剧性的故事情节，使广告成为一种高品位的艺术作品，从而能使受众得到美的享受。同时，幽默广告还必须服从于整体营销策略，应该为商品树立积极向上的形象。

二、幽默广告的创意原则

幽默广告能产生良好的传播效应，但必须遵循一定的创意原则。

1.要针对合适的广告对象。并不是任何广告都适合幽默的诉求手法，幽默广告要针对合适的对象或目标受众，才能发挥良好的效应。一般来说，人的自然性需求产品，比如餐饮、服饰、旅游、运动型产品适合用幽默广告促销，而高理性产品，比如与生命、资产有关的则不适宜用幽默广告。如果幽默广告与产品特性结合不当则会弄巧成拙，使受众产生不信任感。创作幽默广告切忌喧宾夺主，不能为了幽默而幽默，从而使广告与品牌脱钩，达不到广告传播的效果。幽默广告也并不是全民娱乐，不同产品的目标受众不同，因此要根据不同目标受众的国情、文化背景、民族习惯、审美心理、社会阶层、性别群体、年龄阶段采用不同的方式进行诉求，这样的幽默广告才能引起受众的感情共鸣。

2.要紧扣诉求点。幽默广告情节的设定一定要与诉求点紧密相扣，才能发挥其效应。比如，一则《DANNON牌冰淇淋》广告：一个超级大胖子端坐在沙发上，左手拿着一筒冰淇淋，右手拿着小匙，盯着冰淇淋满面愁容。他一方面禁不住冰淇淋的诱惑，十分想吃，但另一方面理智上又知道不能吃，再吃这高糖高蛋白的甜食，体重还会再增加。在吃与不吃矛盾尖锐冲突的幽默情景中，将DANNON牌冰淇淋的诉求点“甜美可口、营养滋补”的优异品质得以动人地表达。广告创意表现奇妙风趣，画面情节单纯集中，紧扣产品的诉求点，极具喜剧意味。

3.要有情趣和思想性，不能流于低俗。幽默广告的成功与否，在于广告创意有没有让人会意的情趣和深刻的思想性。德国现象美学家莫里茨·盖格尔认为，艺术的审美效果可以区分为两个层次：深层效果和表层效果。表层效果是属于生命的本能领域的一种反映，以达到一种类似生理性的快乐为目的；而艺术的深层次效果，是一种从人格的深度效果获致的幸福感。因此，幽默广告不仅需要感官美感，还应该具有情趣性、含蓄性和思想性，在表现手法上要造成一种生气勃勃的富于情趣的意境。

4.要强化文案与画面的配合。广告由文案与图形组合而成，文案对画面起到了解读的作用，潜移默化地指导着受众的思想，画面是对文字的解释，起着升华主题的作用，所以画面要与文字的风格、广告的情趣等方面相吻合，才能发挥出这则幽默广告的最大效用。幽默广告的标题和广告语，以双关语、俏皮话、警句、格言为主要的语言形式；幽默广告的画面，常采用夸张、拟人、比喻等手法，增强了广告的趣味性。幽默广告的文案与画面的协调一致能强化广告的感染力，加速信息的传递。

总之，幽默广告之所以受到人们的喜爱，达到良好的说服效果，根本在于其独特的美学特征和审美价值。

参考文献：

罗贝尔埃斯卡皮.论幽默[C].上海社会科学出版社，1990.

效应范文篇8

1材料与方法

1.1供试材料

被测系P2分2组共24份材料，R08组以R08及其9份诱变系，48－2组以48－2及其13份诱变系，诱变系是在四川省原子核应用技术研究所经150、200和250Gy3个剂量的60Coγ射线辐照处理R08和48－2种子后，由四川农业大学农学院连续自交3代选育得到的M4选系。以生产上广泛利用的玉米骨干自交系P178、郑58、156、K169、K318、21－ES、昌7－2、698－3、K305为共同测验种P1(R08组的测验种不包括自交系156)。R08诱变系编号分别为11至19，48－2诱变系编号分别为21至33。

1.2试验方法

2008年冬季按不完全双列杂交设计，分别组配80个(即8×10)R08组和126个(即9×14)48－2组杂交组合。2009年春季分别种植R08组和48－2组F1杂交组合，2组试验独立进行，均采用随机区组设计，3次重复，单行区，行长3.5m，行距0.8m，窝距0.5m，每行7窝，每窝定苗2株，种植密度49500株/hm2，施肥与田间管理同大田生产。参照国家玉米区域试验记载和测定标准，每小区选中间10株进行田间调查和室内考种。田间考查性状:吐丝期(d)、株高(cm)、穗位高(cm)，室内考种性状:穗长(cm)、穗粗(cm)、秃尖长(cm)、穗行数、行粒数、粒深(cm)、百粒重(g)，出籽率(%)和单株产量(g)。

1.3数据处理

利用小区平均值对各组合考查性状进行方差分析，F检验组合间差异显著的性状，采用不完全双列杂交设计模型［13］作配合力方差分析，对材料间一般配合力(GCA)和组合间特殊配合力(SCA)差异显著的性状，进一步估算配合力效应，并利用LSD法［14］比较诱变系各性状的配合力与相应基础材料的差异显著性，所有数据均在Excel2003和DPS6.55上处理。

2结果与分析

2.1配合力方差分析

分别对R08和48-2及其相应诱变系配制的杂交组合主要性状进行方差分析，结果表明(表1)，除48-2组的粒深外，其余性状间差异均达到极显著水平，说明所测性状(除48-2组的粒深)组合间存在真实差异。对差异显著的性状进行配合力方差分析可知，R08组和48-2组测验种P1间的一般配合力(GCA)方差(除48-2组的粒深)均达到极显著差异水平;2组试验的被测系P2组间各性状GCA方差(除粒深)均达到显著或极显著差异水平;R08组各性状的特殊配合力(SCA)方差除出籽率外，其余性状均达到显著或极显著水平，48-2组除吐丝期、穗粗、秃尖长、穗行数和粒深外，其余性状均达到显著或极显著水平。

2.2R08组配合力效应分析

2.2.1R08及其诱变系的一般配合力效应分析以基础材料R08各性状的GCA效应值为对照，利用LSD法比较诱变系各性状GCA与R08的差异显著性，结果表明(表2)，同一性状不同诱变系的GCA效应值与R08存在较大差异。单株产量方面，R08的GCA效应值为－7.14，有7个诱变系与R08的差异显著或极显著，其中，诱变系11、12、15、17、18和19显著或极显著大于R08，说明这6个诱变系的单株产量GCA改良效果较好，它们比R08更易与供试测验种组配出高产组合;而诱变系16极显著小于R08，单株产量GCA效应表现最差;诱变系13和14与R08无显著性差异。其他性状方面，R08的吐丝期GCA为0.30，诱变系13和19的吐丝期GCA极显著低于R08，表明诱变系13和19在缩短组合生育期方面得到了较好改良，其余诱变系则与R08无显著差异。R08的株高和穗位高分别为－6.67和－4.02，诱变系11、12、13、15和19的株高和穗位高GCA均显著或极显著高于R08，它们比R08易组配出株型更加高大的组合;诱变系16的株高GCA极显著低于R08，诱变系17的株高极显著高于R08，而诱变系14和18的株高和穗位高与R08无显著差异。穗部性状方面，R08只有穗行数GCA为正向较小值，穗长、穗粗、秃尖长、行粒数、百粒重和出籽率均为负值，诱变系12、14和15在穗长、穗粗、穗行数、行粒数、百粒重和出籽率6个有利性状上均有3个极显著高于R08，在改良杂种后代穗部性状方面比R08更具优势，但12的穗行数和14的穗长极显著和显著低于R08，有待进一步改良;诱变系17、18和19各有2个有利性状极显著高于R08，在改良组合穗部性状方面也具有一定的优势，但18和19的秃尖长极显著高于R08;诱变系11和13分别在改良组合百粒重和穗长方面具有较强的优势;诱变系16穗长和行粒数GCA极显著小于R08，其余性状为负值，但差异不显著，改良效果最差。

2.2.2R08组单株产量特殊配合力效应分析组合单株产量SCA分析结果表明(表3)，80个组合中有41个组合SCA为正效应值，39个组合为负效应值，其中，组合K305×14、K318×11、698－3×19、21－ES×14、K318×17、K305×R08、郑58×13和21－ES×15表现较好，单株产量SCA分别为38.79、37.49、30.07、28.66、27.37、24.46、23.91和20.15;表现较差的组合有698－3×14、K305×18、K318×14、K318×13和K305×17。以R08与8个测验种所配组合的单株产量SCA为分类对照，利用LSD法比较诱变系组合与分类对照的差异显著性，结果表明(表3)，有17个组合与相应分类对照的差异显著或极显著，其中，8个组合显著或极显著高于分类对照，9个组合显著或极显著低于对照;诱变系与P178和昌7－2组配的组合与相应分类对照无显著性差异。

2.348－2组配合力效应分析

2.3.148－2及其诱变系的一般配合力效应分析由48－2及其诱变系各性状的GCA效应值(表4)可以看出，同一性状不同诱变系的GCA效应值与48－2存在较大差异。单株产量方面，基础材料48－2的GCA效应值为－1.93，有7个诱变系高于48－2，且诱变系21、22、26、27、31和32均极显著高于48－2，31和26表现尤为突出，分别为21.84和17.74，这些诱变后代在产量GCA性状上得到了较好的改良;其余6个诱变系的单株产量GCA低于48－2，且诱变系23、28、29和30极显著小于48－2，用它们配制出高产组合的可能性小。其他性状方面，基础材料48－2的吐丝期、株高、穗粗、穗行数和百粒重5个性状GCA表现为正值，穗位高、穗长、秃尖长、行粒数和出籽率5个性状的GCA则为负值。诱变系23、24、25、28、29和30的吐丝期、株高和穗位高GCA(除25的穗位高不显著外)均显著或极显著低于48－2，在这3个性状上改良效果明显，它们更有利于缩短组合的生育期、降低组合的株高和穗位高;诱变系31的吐丝期、株高和穗位高GCA均为正向最大，且均极显著高于48－2，较48－2更易组配出生育期长、株型高大的组合;而诱变系22的吐丝期、株高和穗位高GCA与48－2无显著差异。穗部性状方面，诱变系26、27和31均有4个有利性状显著或极显著高于48－2，在改良杂种后代的穗部性状方面比48－2更具优势;诱变系21的穗长、百粒重和出籽率，22的穗粗、穗行数和百粒重以及32的穗长、行粒数和出籽率GCA显著或极显著大于48－2，在改良组合穗部性状方面也具有一定的利用价值;而诱变系33除百粒重外均为负值，且吐丝期和穗位高GCA显著和极显著大于48－2，是改良效果最差的系，利用价值不大。

2.3.248－2组单株产量特殊配合力效应分析单株产量SCA效应分析结果表明(表5)，126个测交组合中有65个组合效应值为正，61个组合效应值为负，其中表现较好的组合有21－ES×21、K305×27、K305×48－2、156×28和K305×28，分别为32.72、31.96、31.66、21.17和20.02;表现较差的组合有21－ES×27、K318×31、21－ES×23、698－3×28和K305×32，分别为－38.03、－23.43、－22.53、－22.01和－21.68;正向最大值和负向最大值都出现在诱变系与21－ES所配的组合中，说明诱变系与21－ES的组合单株产量SCA变异幅度大，从中选配出高产优势组合的可能性更大。基础材料48－2与测验种所配的9个分类对照组合中，K305×48－2、156×48－2和698－3×48－2为正值，其余6个组合为负值，其中K305×48－2正向最大为31.66，P178×48－2负向最大为－13.36;与相应分类对照比较，各诱变系所配组合SCA与其存在较大差异，但达到显著或极显著差异的组合仅31个，其中，有14个组合显著或极显著大于相应分类对照，17个组合显著或极显著小于相应分类对照;与K305组配的13个诱变系组合有11个极显著低于相应分类对照，而与昌7－2组配的诱变系组合则与相应分类对照无显著差异。

3讨论

3.1玉米辐射诱变系配合力改良效应

配合力是评价玉米基础材料利用价值的重要指标，一般配合力表现是受基因的加性效应控制的，是能够稳定遗传的部分，产量一般配合力高的材料组配高产组合的几率更大。因此，在玉米育种中，尤其是配制杂交组合之前，它可以用来预测杂交后代的表现。关于诱变对材料配合力的影响前人已有研究［15～17］，本研究结果表明，R08和48－2经不同剂量的60Coγ射线辐照后，不同诱变系在不同农艺经济性状的配合力方面产生了不同程度的变化，与基础材料存在不同程度的差异。就诱变系的单株产量GCA表现而言，R08诱变系仅16极显著低于对照，诱变系11、12、15、17、18和19则显著或极显著高于对照R08，而48－2诱变系则有7个高于48－2，且诱变系21、22、26、27、31和32达到正向极显著水平。此外，诱变系的吐丝期、株高、穗位高以及穗部性状GCA也与基础材料存在较大差异，说明辐射诱变能使玉米自交系各性状GCA产生广泛的变化，从中可能选出配合力更高的诱变系。不同诱变系杂交组合单株产量SCA表现与分类对照差异较大，R08和48－2诱变系分别有17和31个组合达显著或极显著差异水平，且分别有8和14个组合显著或极显著高于相应分类对照，说明诱变选系有可能组配出产量更高的组合。R08和48－2诱变系与昌7－2配制的组合，其单株产量SCA与相应分类对照均无显著差异，可能是因为昌7－2对诱变系的特殊配合力显性效应较强，具体原因有待进一步研究。

效应范文篇9

近年，系列位置效应研究又成为记忆研究的热门话题。这与近因向首因效应转换的发现有关。近因向首因效应的转换是指随学习和测验时间间隔的增加对项目表中前面项目的记忆改进，而对后面项目的记忆变差。最早由Wright等人（1985年）提出。涉及的刺激材料有图形和词句；此现象不仅成人而且猴子、婴儿也有报道；此外，在运用探测项目是否识别的范式和运用4择1的系列位置确认范式中都观察到这种效应（Cornell等，1983年、Neath,1993、Neath和Knoedler,1994、Wright,1998、Korsnes等，1996等）。因此，这种随延缓的增加，近因效应与首因效应相对优势的变化被看成是独立于刺激材料和范式的记忆的一个基本特征。

但是，Kerr等人(1998)发现运用鉴别范式的研究中反应频率的分布存在明显偏差。0s保持间隔被试反应偏向最后面的系列位置，10s保持间隔反应则偏向最前面的系列位置。当反应偏差纠正后，近因向首因转换消失，从而提出是反应偏差造成该现象，它不是潜在的记忆机制。

如果真是反应偏差造成，那么在自由回忆范式中就不应该有近因向首因转换。假如这种效应是独立于刺激材料和范式的记忆的一个基本特征，那么在自由回忆的范式中也应该有近因向首因转换。因此本研究试图探讨自由回忆范式是否存在近因向首因转换的现象。此外，对具有形音义结合体特征的汉字是否具有近因向首因转换也是感兴趣的问题。由于这两个变量都是以往研究中没有涉及的，故在材料类型中也选用了英文大写字母，便于对两种变量加以区别。

2材料和方法

2.1实验1汉字自由回忆中近因效应与首因效应的转换

2.1.1被试28名浙江大学学生。男女各半。视力或矫正视力正常。

2.1.2材料72个刺激系列，意义汉字、无意义汉字与英文大写字母各三分之一。汉字选自《现代汉语频率词典》（北京语言学院语言教研室编著，1986年），平均8.02画（5-11画）、平均频率.03352%(.00542%——29799%)。每系列各汉字间无明显联想，笔画数与结构尽量一致。汉字中尽量避免同音字。英文字母系列都不能组成单词或特殊符号标志。刺激大小为5cm宽×5cm高。

2.1.3实验设计本实验为2（保持时间间隔：0s和10s）×3（实验材料：有意义汉字、无意义汉字与大写字母）×6（6个系列位置）因素设计。因变量是每个系列位置正确回忆的百分比。实验为被试内设计，每个被试完成全部72次试验。保持间隔的次序在被试间平衡。每类材料、每个系列以随机方式呈现。

2.1.4程序告诉被试实验目的是测定记忆准确性，次序不作要求。实验材料和指导语都计算机呈现。每次试验先在屏幕中央呈现0.5秒新试验开始的信号。信号消失1秒后，屏幕中央呈现6个系列的字或字母，每个项目呈现1s，项目间时间间隔为0秒。每系列呈现完毕，间隔0s或10s后呈现红色的“开始回忆”字样，要求被试将刚呈现过的六个项目写在答案纸上，不提供反馈。鼓励被试尽快精确地在1分钟内完成任务。采用个别测试，有2次预备试验，一次休息。

2.1.5结果与分析

分别对各类材料进行单因素方差分析，表明都有明显的系列位置主效应：有意义汉字：F(5,324)=14.455,p＜.001；无意义汉字：F(5,324)=12.864,p＜.001；大写字母：F(5,324)=8.036,p＜.001。时间间隔与系列位置间的交互作用都显著。三种材料均p＜.05。对每种材料中的系列位置1与6在0s与10s的平均正确率分别进行独立样本t检验：0s时，有意义汉字：t(54)=5.101,p＜.001；无意义汉字：t(54)=3.534,p＜.001；大写字母：t(54)=5.382,p＜.001。10s时，有意义汉字：t(54)=-2.173,p＜.05；无意义汉字：t(54)=-2.516,p＜.05；大写字母：t(54)=-2.382,p＜.05。结果都展现出0s保持间隔第一个项目成绩最好，最后一个成绩差，即观察到有显著的首因效应而无近因效应，但在10s保持间隔则相反，即当保持间隔增加，最初的系列位置项目的成绩下降而最后的系列位置项目成绩提高，明显呈现首因向近因效应转换的特点。图1是三种实验材料0s与10s间隔时的系列位置曲线。

附图

图1不同时间间隔首因向近因效应的转换

总的正确回忆率为.7339,0s间隔条件下正确回忆率为.7298,10s间隔条件下为.7379。不同保持时间间隔之间正确回忆无显著差异，F(1,1006)=.20,p＜.05。

对材料类型进行PostHoc检验后发现三种材料类型两两间的差异都非常显著，p值都小于.001。无意义汉字正确率最低，为.6037；字母的正确率最高，为.8514；有意义汉字的正确率居中，为.7465。

实验中出现了首因效应向近因效应转换的现象，这和Neath和Knoedler(1994)等人运用识别探测项目范式观察到的近因向首因转换的结果模式完全相反。我们认为这主要可能反映了近因向首因的转换与实验范式有关而与刺激材料性质无关，因为汉字和英文大写字母都表现出显著的首因向近因转换的现象。

实验中保持间隔的次序虽然在被试间平衡，但两种时间间隔是分别进行的，即一半被试先做0s间隔，再做10s间隔，另一半则相反。Knoedler等人(1999)对这样的设计曾提出被试可能（下意识地）会在不同时间间隔应用不同策略的看法。假设学习与测验间隔短时(0s)被试可能（下意识地）不会为位置6项目的记忆担心，而运用按编码顺序从头到尾的策略进行回忆，即优先提取第一个项目，使后面项目的回忆受到影响，当间隔长时(10s)被试可能（下意识地）会担心位置6的记忆而运用从尾到头的策略，即优先提取最后一个项目，结果前面项目的回忆成绩受到影响。为检验首因效应向近因效应转换是否与被试在不同时间间隔应用不同顺序的提取策略有关，我们进行了实验2。

2.2实验2不同顺序提取策略对首因向近因效应转换的影响

2.2.1被试28名浙江大学学生。男女各半。视力或矫正视力正常。

2.2.2材料96个汉字系列。每系列6个汉字。选字标准同实验1。每系列有意义与无意义汉字各半、平均8.02画（5-11画）、平均频率.03352%(.00542%——.29799%)。实验设计了四种实验条件（见表1）。48个系列从头到尾或从尾到头顺序的回忆为掩蔽实验。

表1实验二的四种实验条件的测验类型条件时间间隔测验类型呈现方式条件一0s一半从头至尾回忆，一半自由回忆随机条件二0s一半从尾到头回忆，一半自由回忆随机条件三10s一半从头至尾回忆，一半自由回忆随机条件四10s一半从尾至头回忆，一半自由回忆随机

2.2.3实验设计本实验为2（保持时间间隔：0s和10s）×2（测验类型：与从头到尾回忆混合的自由回忆和与从尾到头回忆混合的自由回忆）×6（6个系列位置）因素设计。因变量是每个系列位置正确回忆百分比。实验为被试内设计，每个被试完成全部96次试验。

2.2.4程序告诉被试实验目的是了解提取顺序对记忆准确性的影响。当被试点击某类测验窗口时，屏幕左边会相继出现6个汉字，每个字呈现1s，项目间间隔为0秒。每系列呈现完毕屏幕的右边会立即或10s后出现红色提示词，提示词有两类：一类要求或为从头到尾按顺序回忆或为自由回忆，另一类要求或为从尾到头倒序回忆或为自由回忆。被试反应同实验1。测验类型与时间间隔采用抵消平衡控制。

2.2.4结果与分析

用自由回忆正确率作因变量，实验类型、系列位置与时间间隔为自变量进行单因素方差分析。结果表明：存在明显的系列位置主效应，F(5,648)=30.493,p＜.001；时间间隔主效应也明显，F(1,648)=4.332,p＜.05，且时间间隔与系列位置间存在明显的交互作用。实验类型的主效应不明显，实验类型与时间间隔间存在交互作用，F(1.648)=6.743,p＜.05。重要的是，与从头到尾按顺序回忆相混合的自由回忆正确率存在显著的首因效应向近因效应转换的现象，即0s间隔，位置1成绩显著优于位置6(t=2.341,p＜.05),10s间隔，位置6成绩显著优于位置1(t=-.245,p＜.05)，见图2(A)。但与从尾到头倒序回忆相混合的自由回忆正确率不存在首因向近因转换的现象，位置1与位置6在两种时间间隔条件下的成绩均无显著差异（分别t=.577,p＞.05;t=1.015,p＞.05），且都是位置1的成绩优于位置6的成绩(p＜.05)，见图2(B)。

附图

图2A与从头到尾提取混合的自由回忆成绩

附图

图2B与从尾到头提取混合的自由回忆成绩

两种测验类型结果模式不同，表明与自由回忆混合一起的掩蔽实验确实影响被试的加工活动。

3讨论

3.1近因向首因效应的转换不是记忆的普遍现象

本研究中每次试验从刺激呈现到开始回忆都没有超过短时记忆范畴。实验1发现，自由回忆范式中，不同材料类型、两种时间间隔，都出现系列位置效应，且随学习和测验时间间隔的增加对项目表中前面项目的记忆变差，而对后面项目的记忆改进，即都出现了首因向近因效应转换。由于不同的保持时间间隔之间正确回忆率无显著差异，是正确反应的分布发生了变化，是近因效应与首因效应的相对优势出现变化，即记忆发生了变化。并且这种首因向近因转换的现象不受材料意义的影响。本研究的结论与Neath等人(1993)提示的近因向首因效应转换的现象相反，即本研究结果与近因向首因转换的效应是独立于刺激材料和范式的记忆的一个基本特征的观点不相吻合。它表明近因向首因效应的转换具有研究范式的特殊性。

最近，Wright(1998)给被试呈现4个环境中真实声音系列的再认记忆研究也报告了与本实验相同的结果模式。Wright承认用当代的记忆理论对这种首因向近因转换的现象很难解释。但它表明了近因向首因效应的转换具有通道的特殊性。

所以我们认为近因向首因效应的转换不是记忆的普遍现象。

3.2首因向近因效应的转换和提取策略的关系

在实验2中，运用两种测验类型：与从头到尾回忆混合和与从尾到头回忆混合，来影响与之一起的自由回忆时的提取策略，试图检验首因向近因转换是否和提取策略有关。按我们的假设，与从头到尾混合的自由回忆中，间隔长时该策略不利于最后的项目，不应该出现近因，这与本实验的结果不一致；与从尾到头混合的自由回忆中，间隔长时该策略有利于最后的项目，应该有近因，间隔短时该策略不利于第一个项目，不应该出现首因，这些都与本实验的结果不一致。故实验结果排除了首因向近因的转换是被试不同时间间隔应用不同顺序的提取策略所致的假设。

与从头到尾提取指导语混合的自由回忆中，出现了随时间间隔延缓首因向近因转换的现象，故可以假定从头到尾提取的策略有利于首因向近因的转换，或至少不影响首因向近因转换。

3.3近因首因效应的转换现象与研究范式

实验1不同刺激材料都表现出显著的首因向近因转换，反映了该转换可能与实验范式有关。

近因向首因效应转换的研究报告都发生在运用探测项目的研究范式中。自由回忆范式中尚无有关报告。这可能与自由回忆和再认涉及的加工过程不同有关。Anderson与Bower(1973)曾提出过自由回忆涉及两个独立的过程。一是提取过程，可能的项目从长时记忆中提取出来。二是决定或再认过程，决定从长时记忆中提取出来的信息是否恰当。而再认记忆只涉及第二个过程，不涉及前一过程。虽然本研究每次试验从刺激呈现到开始回忆都在6-16秒之间进行，不属于长时记忆，但同样可能涉及这两个过程，与探测项目的辨别任务不同。Tulving和flexser(1992)也曾提出再认与自由回忆之间只有令人吃惊的微弱联系，可用于自由回忆测验的信息与可用于再认测验的信息几乎毫不相干。可能这就是为什么在本研究中没有出现近因首因效应转换现象的原因。如果是这样的话，那么表明近因向首因效应转换的现象不是独立于研究范式的记忆的一个基本特征。

此外，本研究运用自由回忆的范式，不存在反应偏差，没有出现近因向首因效应转换的现象，从某种角度也间接地支持了Kerr等人(1998)提出的反应偏差造成近因向首因效应转换的观点。

3.4对首因近因效应转换现象机制的思考

近因向首因效应的转换对所有试图解释系列位置效应的理论家提出了挑战，围绕着该转换机制展开的一系列研究提出了新的误用理论（Bjork等，1992年）、两种记忆区别理论（Squire等，1993）等各科学说。其中影响较大的是Neath等人1993年提出的维度鉴别模型(DDM)。

认知心理学一个基本思想是项目在记忆中按多维空间中的值表征，一个维度的重要性随情况而变化（Nairne等人，1997）。DDM强调时间这唯一系统变化的维度的作用，它预测：同一位置不同时间间隔则有不同的回忆水平。它的第二个假设是所有回忆都是线索驱动的，通常是项目的加工上下文背景（Neath1993年）与测验项目的编码表征相结合(Neath1997)。时间间隔短可预测有近因效应，因为最后的项目相对于表上其它项目在时间上有最大的区别。随时间间隔增加首因增加，因为前面的项目变得相对其它项目有更多的区别。DDM将时间看成是相对的而不是绝对的，时间的改变与线索的改变有关，这些观点是有新意的。但为什么短的间隔最后的项目在时间上有最大的区别，以及为什么间隔增加前面的项目又变得有更多的区别，DDM的说明还只停留在描述性水平阶段。该模型不能解释Wright等人的数据与本研究的结果。

我们认为可从痕迹和线索两个方面来解释首因向近因的转换。短的时间间隔，第一个项目有不随意复述的优势，导致更深的记忆痕迹，也导致可建构内在的上下文之间的关系线索，此外该序列位置也是一级为特殊的提取线索，加上倒摄抑制弱，诸因素的综合使第一个项目在提取和决定过程中占优势。随时间间隔的增加，最后的项目有更多的复述时间和上下文关系的建构，导致记忆痕迹加深并提供更多线索，相对减弱了前摄抑制的干扰，使立即测验中不能提取的最后项目得以提取，出现随时间延缓首因向近因转换。这些假设还有待今后进一步验证。

4结论

(1)本研究运用自由回忆范式，出现了首因效应向近因效应的转换，且它不受材料意义的影响。此结论与Korsnes等人(1996)提示的近因向首因效应转换的现象相反，表明近因向首因效应的转换现象不是独立于研究范式的记忆的基本特征。

(2)对首因向近因效应的转换机制作了初步的探讨，排除了由于两种时间间隔被试采用了不同顺序的提取策略造成首因向近因转换的可能性。“公务员之家有”版权所

【参考文献】

1Neath,I.Distinctivenessandserialpositioneffectsinrecogition.Memory&Cognition,1993;21:689-698

2Neath.I..&Crowder,R.G.Distinctivenessandveryshorttermserialpositioneffects.Memory,1996;4:225-242

3Knoedler,A.J.,Hellwig,K.A.andNeath,I.TheshiftfromRecencytoPrimacywithIncreasingDelay.JournalofexperimentalPsychology:Learning,MemoryandCognition.1999;25:474-487

效应范文篇10

关键词：保险业经济效应社会效应山西

在构建社会主义和谐社会的过程中保险业大有作为。第一，发挥经济助推器的作用，通过风险管理和损失补偿，为人们的创新与发展提供有利支持，可以不断增强全社会的创造活力。第二，发挥社会稳定器的作用，通过养老和健康保障，保险可以解决人们生活的后顾之忧，促进社会的协调稳定。

一、保险业发展的经济效应

1.经济补偿效应。保险是分摊意外损失的一种财务安排，通过向所有被保险人收取保险费来补偿少数被保险人遭受的意外损失。因此，少数不幸的被保险人的损失由包括受损者在内的所有被保险人分担。作为一种集合和分散风险的机制，随着业务范围的拓展和保险经营技术的提高，经济补偿效应将逐步得到充分发挥。

近年来,自然灾害发生频率较高，重大安全事故也时有发生，人民生命和财产多次遭受重大损失，保险业义不容辞地担负起了经济补偿的重任，为灾后重建、恢复生产贡献了自己的力量。特别是在1998年特大洪灾和2003年非典、2005年禽流感及重大煤矿事故中,保险业及时赔付，有效地恢复了生产和安定了人民生活。同时，越来越多的企业、个人把商业保险作为养老、医疗保障和企业风险管理的重要手段。据统计，2004年山西省保险业支付各类赔款及给付保险金达到19.7亿元，2005年达到20.08亿元，2006年达到25.27亿元，2007年达到52.5亿元。例如，2004年8月18日，大同合成橡胶集团发生的特大爆炸事故，生产线遭受严重毁坏。人保财险山西分公司接到报案迅速赶到现场。经过初步查勘后，立即支付预付赔款400万元。并于2004年12月24日经公估机构里算后，向大同橡胶集团支付赔款869.59万元，使该受灾单位迅速恢复生产和经营。2004年10月7日，山西运城虹桥旅行社承办的旅游团发生严重车祸，造成3人死亡、8人重伤、12人轻伤的恶性事故，人保财险山西分公司支付旅行社责任险赔款125万元。2008年3月9日，阳泉市平定县山西海祥煤业有限公司井下发生了一起严重火灾事故，造成6名矿工窒息死亡。大地保险阳泉中心支公司接到报案后，加大理赔“绿色通道”的开放力度，及时支付保险赔款120万元。

2.资金融通效应。金融是现代经济的核心，保险业是金融业的三大支柱之一。许多商业保险公司作为契约型储蓄机构筹集大量资金，这些资金具有来源稳定、期限长、规模大的特点，内在的投资需求使保险公司不仅为经济发展提供了大量建设资金，而且成为资本市场的重要机构投资者，保险具有资金融通效应。保险费是预付的，保险赔偿或给付责任要在整个保险期内履行，还有损失发生与给付之间存在间隔、历年赔付率波动、巨灾发生的可能性等因素，因此保险公司要提留各种准备金。运用暂时闲置的大量准备金保证保险资金的运动是必要的，投资可以进一步增加收益和增强给付能力。投资收入既是金融市场资金的重要来源，也是保险公司收入和利润的重要来源。

保险业通过收取保险费，集聚社会闲散资金，建立保险基金，再通过银行存款、购买国债等形式进行资金运用，为基础设施、国家重点工程项目等建设融通了资金，为经济建设提供了资金支持，支援了经济建设，有力地促进了国民经济的发展，保障了改革顺利进行。2004年，我国各省市保费收入的增长与国民经济的发展之间存在较为稳定的正相关关系，保险需求弹性值为1.49%。

保险资金通过投资国债、证券投资基金和同业拆借等在资本市场、货币市场中发挥着越来越重要的作用，保险的资金融通效应将逐步得到发挥。

3.收入分配效应。保险基金的形成涉及不同经济主体之间的交往，即感到风险的行为主体（投保人）愿意出钱（保险费）给另一行为主体（保险公司），保险公司在收到保险费后形成保险基金，当保险人出现保险事故发生损失时，愿意按照事先的约定进行赔（给）付。这是典型的交换，社会保险的财务及给付机制影响到储蓄与资本积累、劳动力市场供求和收入再分配的形成。

二、保险业发展的社会效应

保险作为现代生活风险管理最基本、最有效的手段，贯穿于人的生、老、病、死全过程，在社会经济生活中扮演着越来越重要的角色。保险所提供的已经不仅仅是产品和服务，而且成为一种有利于社会安全的制度安排，渗透到经济的各行各业、社会的各个领域、生活的各个方面，在参与社会风险管理、减少社会成员之间的经济纠纷、完善社会保障制度、维护社会稳定等方面发挥着积极作用，社会效应逐步发挥。

1.社会稳定效应。保险公司从承保、计算费率到理赔都要与灾害事故打交道，需要掌握财产的分布和各种灾害事故损失的统计资料，并对其原因进行分析研究，积累防灾防损经验。减少灾害事故能相应减少保险的给付，从而增加保险资金积累和降低保险费率，所以保险公司会从自身利益出发，加强防灾防损工作，宣传并向防灾防损部门投资，把防灾防损作为保险的首要任务。保险赔偿只是分摊灾害事故损失，但整个社会仍受到危害，只有防灾防损才能减少灾害事故给社会带来的损失。投保人投保只是预防万一，他们宁可保险费白缴，也不希望灾害事故发生。可见，保险公司是社会防灾防损工作中不可或缺的一个部门。

目前我国下岗失业人员较多，保险业正确处理了改革、稳定、发展的关系，以社会稳定为己任，积极创造就业机会，仅通过招收业务人员，就解决了130多万人的就业难题，缓解了就业压力，维护了社会稳定。

2.社会保障效应。近几年，我国社会保障制度改革取得了较快发展，社会保险费收入和参保人数都有较大幅度增长。但由于我国实行的是低水平、广覆盖的社会保障政策，只能满足人们最基本的生活需要，不能满足人们大病医疗的需要，也不能满足人们退休后维持现有生活水平的需要。为弥补这一缺口，保险业报出了一系列商业医疗、养老保险，满足了人们较高层次的保障需要。养老保险不仅可以保障老有所养，老有所依，而且可以减轻子女负担，增加扩展家庭效用，还可以增加子女教育投资，提高收入预期。商业保险是社会保障体系的重要补充，提高了人民生活水平，解除了人们医疗、养老等的后顾之忧。

3.社会管理效应。作为社会主义市场经济条件下辅助社会管理的重要手段，通过不断开拓服务领域，保险可以推进社会管理体制创新，有利于整合社会管理资源，形成社会管理和社会服务的合力。政府可以运用保险这一市场经济手段辅助社会管理，降低管理成本，提高管理效率。企业风险管理日益成为经营管理的重要内容，保险作为风险管理的有效手段，在提高企业管理水平方面可以发挥重要作用。随着我国社会保障体制改革的不断深化，人们在养老、医疗、教育等方面的保障需求将更多地依赖于时常化的手段来解决。保险将逐步成为个人生涯规划和家庭保障计划的重要内容。

4.本地化效应。保险业只有融入地方经济，服务于地方社会和人的全面发展，才能实现自身的发展。近年来，山西省各保险公司不断寻找保险发展的增长点和服务地方经济的切入点，从支持支柱产业、服务“三农”、推动责任险等方面创新产品和服务，拓宽保险发展领域。作为全国最重要的能源重化工基地，山西矿产资源丰富，尤以煤炭储量为最。煤炭行业是山西经济的支柱产业，安全保障问题又是备受政府和人民关注的问题。因此，有必要推动煤矿雇主责任险发展，组建专业性煤炭保险公司。针对各地频繁发生的安全生产事故和公共责任事故，2004年12月,山西省在采煤行业推动开展煤矿职工工伤保险、井下职工意外伤害保险等。2006年11月，山西省开始将商业责任保险机制引入全省安全生产领域，特别是采掘业、建筑业等高危行业，大力引导和鼓励生产经营单位积极投保责任保险，实现安全生产的有效管理，取得了较好的成效。

参考文献：

1.朱文胜.保险理论研究的思考.保险研究，2000(3)