時間：2022-04-20 03:26:20
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關鍵詞：莎劇；服裝造型；形式化；思想性
從戲劇形式上分析，語言作為交流的必備因素，在溝通與表達的過程中起著至關重要的作用，準確貼切的語言描述可以在溝通的過程中使信息得以更順利的流通，錯誤的表達往往令事情適得其反。莎劇藝術也有它自己的語言，這種語言以一種特殊的視聽形式存在，它多樣且富有變化，從視覺部分而言，可以簡要概括為服裝樣式、角色形象氣質以及舞臺場景效果等方面，從聽覺部分大概分為角色的對白、語氣，背景音樂和環境音等。視覺與聽覺所采用的形式千差萬別，所傳達的效果也各有不同，與語言異曲同工的是，這些形式的目的是傳達出創作者的藝術思想與情感，讓觀眾能夠更加清晰甚至深刻地領會到作者的意圖，為了更好地去表達，是需要創作者具有一定的技巧的。
與常見的形式所不同的一種形式叫做極簡主義，英文名是“Milimalism”，也稱為極簡派藝術，或簡約主義。它的含義較為廣泛，不單是指一種藝術流派，也可以理解為一種生活方式或服裝風格。這是一種采用“極端”方式進行藝術處理的形式，它在最大限度內將藝術形式的內容進行簡化或刪減，只保留最核心的部分，從而彰顯藝術的本質。過程中它去掉了很多輔的修飾內容，某種程度上可以理解為“取其精華，去其糟粕”，用最基本、最必要的創作手法來追求藝術最本質、最精華的部分。長期以來，這種藝術形式被很多設計師推崇，它像短小精悍的詩句，常常起到讓人過目不忘的效果，也更容易引發讓人震撼的藝術沖擊力，用極小的內容給人們極大的想象空間。這種“以小見大”的魅力令很多藝術家樂此不疲，他們將自己的藝術思想理念壓縮然后傳達給觀眾后再次釋放，每個觀眾有不同的自我解讀，有時不必追求固定的答案，每個人的理解都是合理的，這給藝術思想的傳播與發展提供了無限的可能，在傳播的速率上也占有極大的優勢，甚至成為了當今藝術界的主流趨勢。
“經過逐漸消除被證明是多余的東西，我們發現沒有化裝，沒有別出心裁的服裝和布景，沒有隔離的表演區（舞臺），沒有燈光和音響效果，戲劇是能夠存在的。沒有演員與觀眾中間感性的、直接的、‘活生生’的交流關系，戲劇是不能存在的。”[1]現代戲劇已經走得更加遙遠、前衛、“反戲劇”。“反戲劇”或者說后劇場藝術仍然是一種戲劇，只不過它強調的是敘述性而非戲劇性。主張以身體為創作的主體，作為在劇場表達藝術觀念的主要工具。即便沒有任何其他的舞臺元素，只有表演，戲劇還是可以成為戲劇。讓演員的肢體語言和運動應該成為關注的重點轉移，行為開始具有強烈的自我意識，它和戲劇的藝術形式結合成一個用來體驗世界、了解人生和自我的過程。彼得?布魯克“空的空間”、梅耶荷德“假定性戲劇”、葛羅托斯基“質樸劇場”等，他們一致認為劇場是一種透過自我發現去感受生命的方法，把觀眾的視點集中于演員的演繹上，回到戲劇表演的源頭。
2012年“說書版”《泰特斯2.0》導演鄧樹榮夸張了血腥與暴力的元素效果，巧妙地借助了演T的肢體語言，講出了一個精彩的復仇故事，深深地印在了觀眾的心里。劇中的角色穿著日常服裝演出，當他們脫下日常服裝后竟然露出了戲服，這一設計使人十分難忘，印證了“一脫下日常生活的衣服，其實我們就是一個說書人”。演員一橫排端坐在舞臺里側倒的椅子上，在現場樂師制造的各種雜音中，開始了他們的敘述與表演。整場演出演員只是通過聲音、呼吸、面部表情、肢體動作和空間移位來塑造角色。他們時而敘述，時而扮演，時而評議，在不固定的角色之間來回轉換，跳進跳出，并伴以飽含張力的身體動作和面部表情，來探討人類最原始的5種表達元素的表達能力。7個演員7把椅子，燈光極簡，現場音樂極簡，唯一突出的是演員作為人體的存在。將戲劇變成由一群扮演者在舞臺上表演如何講述一個故事的戲劇。隱匿的暴力沒有削弱泰勒斯的性格，對于制度的理解他有自己的誤區，也因此悲劇不斷，以暴制暴。導演所要表達的深層意思應該是說暴力是人的本能，是人性的一部分，暴力發生于一念之間，如果消除暴力，就需要做到內心的平靜。在冷漠的現代社會中，非理性的狂暴場面所帶來的情感與道德淪陷，將觀眾引入對暴力的體驗，這是一個微妙且復雜的課題。
以“感覺”觸碰戲劇的本質，以“表現”代替“描述”。[2]這句話貼切地形容了形式與思想的關系，弄清楚這一關系對于莎劇創作有著重要的影響。戲劇的本質是思想，思想是無形的、抽象的、無法觸碰的，但思想可以以視聽的形式非常直接地從一方傳達到另外一方，進而去影響或改變對方的思想，這就是視聽感覺如何觸碰到了戲劇的本質。與此同時，為了更有說服力地去影響別人的思想，戲劇的表達形式需要有一定的方法手段，有時候像是不同的人在講同樣的一個故事，有的人只是平淡的描述，而有的人則在講述的時候投入自己的情感、情緒，采用的語言形象而生動，甚至配上肢體語言來立體地去表現，這兩種表達必然會產生不同的效果。所以，對于戲劇而言，好的設計形式能夠為戲劇的思想錦上添花，也更具有生命力。
在筆者看來，一部好的莎劇作品的影響力，首先在于其精神特質是否完善，其次是承載這種精神的形式是否便于傳播。要做到這些就要著重于自我精神的塑造與強化。對于戲劇演出而言，過度的重復和照搬會使其變得形式僵化，也容易使觀眾審美疲勞。莎劇本身已經具有極強的精神表達力，想要超越極其困難，創作者應當懂得巧妙地“借力打力”，把它的精神力量根據自身的理解與體會進行重塑，傳統與當代的文化差距便可以化作這種重塑過程中的強大動力。推陳出新的過程中仍需要先深入地研究莎劇的精神精髓，同時也要清晰地認識到自己的精神特質，兩方面能夠客觀的接納才會吸收后轉化成自我精神。沒有自己的特質便容易在研究莎劇傳統的過程中迷失自己，陷入無盡的傳統文化之中找不到出路。只有站在一定的角度進行自我精神剖析后，堅定對自己的認識后再去接納傳統，有選擇地去吸收和運用，方能激化戲劇文化的沖突并推動其發展。
參考文獻：
[1] 耶日?格洛托夫斯基（波蘭）.邁向質樸戲劇[M].魏時，譯.
關鍵詞：自然抵抗性相關巨噬細胞蛋白1；單核苷酸多態性位點；感染性疾病；自身免疫病
人類自然抵抗性相關巨噬細胞蛋白1（NRAMP1）亦稱為溶質轉運家族11成員1（SLC11A1），具有膜轉運蛋白功能。NRAMP1基因通過調控吞噬體內Fe2+和其他金屬離子的濃度，將金屬離子運出內吞小體，使細菌無法形成自身防御酶系，從而被細胞產生的NO2-、NO3-等殺滅。本文將NRAMP1基因與疾病的關系綜述如下。
1肺結核（TB）
NRAMP1基因與易感結核有關的常見SNP位點有3′UTR、INT4、D543N和5′（GT）n等。Wu等[1]對151例TB患者和453例健康對照組對NRAMP1基因INT4、3′UTR和D543N位點進行分析，發現3′UTRTGTGdel等位基因與TB易感性相關。Ben-Selma等[2]認為3′UTRTGTGdel/del和D543NAA和AG基因與肺結核易感性有關，除此之外還受性別和年齡的影響。但Hanta等[3]在對土耳其人群研究，發現INT4、D543N與TB易感性無關。
2結節病
Akcakaya等[4]在對土耳其人群進行NRAMP1基因進行測序分析發現INT4G/C等位基因和5′（GT）n與結節病存在相關性。Dubaniewicz等[5]在對歐洲高加索（波蘭）人群的的NRAMP1基因研究發現5′（GT）n的3號等位基因與結節病易感性相關。然而在對非裔美國人群的研究時，Maliarik等[6]認為NRAMP1基因5′（GT）n能降低結節病的易感性。
3類風濕性關節炎（RA）
Ates等[7]研究發現NRAMP1基因INT4位點的多態性與RA易感性有關，但5′（GT）n、3′UTR和D543N與RA之間不存在相關性。在對臺灣人群的研究中顯示：RA患者的D543N、823C/C、和3′UTR表達顯著升高，此外研究還發現在類風濕關節炎患者中823C/C純合子能防止風濕結節的發展。
4糖尿病（T1D）
最近有證據顯示：NRAMP1基因可能與T1D易感性有關聯，Yang等在對8861例TID患者及10841例健康人群為對照組對NRAMP1多個位點的基因型別進行研究，最后得出INT4可能與歐洲血統人群的TID易感性相關。Paccagnini等在對該基因的多個位點的基因型進行研究，認為274C/T位點的多態性可能與TID易感性相關。
5多發性硬化癥（MS）
Ates等在對土耳其人群的NRAMP1基因位點的多態性進行研究時發現INT4、5′（GT）n與系統性硬化病存在相關性。但有研究者認為5′（GT）n、D543N、3′UTR、和INT4位點的多態性與多發性硬化癥的易感性無關。
6其他
對巴西人群進行研究發現：INT4（第4內含子469+14G/C改變）、5′（GT）n的2號等位基因與麻風病的易感性存在相關性。有人對炎癥性腸病進行的研究發現NRAMP1基因5′（GT）n、INT4和D543N位點的多態性與克羅恩病顯著相關。此外，在對川崎病的研究中發現，NRAMP1基因5′（GT）n位點的多態性可能與其易感性相關。
綜上述，由于不同地區、不同種族的差異，得出的結論也存在爭議，未來還需要我們進一步擴大樣本量進行研究，對NRAMP1基因多態性與疾病的關系作進一步深入的研究。
參考文獻：
[1]Wu L，Deng H，Zheng Y，et al.An association study of NRAMP1，VDR，MBL and their interaction with the susceptibilityto tuberculosisin a Chinese population[J].Int J Infect Dis，2015，38：129-135.
[2]Ben-Selma W，Harizi H，Letaief M，et al.Age-and gender-specific effects on NRAMP1 gene polymorphisms and risk of the development of active tuberculosis in Tunisian populations[J].Int J Infect Dis，2012，16（7）：543-550.
[3]Hanta I，Tastemir-Korkmaz D，Demirhan O，et al.Association of the Nramp1 gene polymorphisms and clinical forms inpatients with tuberculosis[J].Bratisl Lek Listy，2012，113（11）：657-660.
[4]Akcakaya P，Azeroglu B，Even I，et al.The functional SLC11A1 gene polymorphisms are associated with sarcoidosis inTurkish population[J].Mol Biol Rep，2012，39（4）：5009-5016.
[5]Dubaniewicz A，Jamieson SE，Dubaniewicz-Wybieralska M，et al.Association between SLC11A1（formerly NRAMP1）and the risk of sarcoidosis in Poland[J].Eur J Hum Genet，2005，13：829-834.
關鍵詞：產業集聚；相關性；無關性；經濟產出；倒U型
DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.10.10
中圖分類號：F263；F127 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2016）10-0049-04
Abstract：Through theoretical analysis， this paper assumes that the effect of the relevant agglomeration mode on economic output is inverted U. Namely， a certain degree of relevant agglomeration will accelerate the knowledge spillover between the relevant industries. Too much relevant agglomeration will make the regional economy fall into path dependence and increase the possibility of regional economic stagnationsuffered from economic shocks. On this basis， it constructs the analytical model， takes China 226 prefecture level cities from 1998 to 2003 years as a sample， selects individual fixed effects model and uses nonparametric covariance matrix estimation method for the empirical analysis. Results verify the hypothesis of the theoretical model， that is， the impact of the relevant industrial agglomeration on economic output is “inverted U”. According to the conclusion， the corresponding optimization directions are given for different types of cities.
Key words： industrial agglomeration； relevance； irrelevance； economic output； inverted U
產業集聚是區域經濟增長的源泉，其模式優化與調整已成為中國區域經濟新常態的發展重點之一。學界雖認可產業集聚對城市經濟產出的正面作用，但在何種產業集聚模式更能促進經濟產出這個問題上卻存在爭議。爭議的關鍵在于多數研究僅從集聚產業間的份額多寡入手，而較少考慮產業間關聯性等其他區域產業集聚特征。在少數對產業間相關性的研究中，對相關性集聚的分析與衡量方法也有待商榷。鑒于此，本文重點研究相關性產業集聚對區域經濟產出影響。
1理論分析
產業集聚產生與存在的根源有二個：源于區域間可作為生產要素的自然與非自然稟賦不均勻，源于集聚個體可以通過集聚來獲取集聚經濟[1～4]。相關研究多從集聚產業間份額多寡，即專門化經濟與多樣化經濟兩方面著手來分析集聚經濟分類與來源。相同產業內生產者集聚將會產生專門化經濟，也被稱為專業化經濟、本地化經濟，其來源主要是集聚個體在生產過程中對專用型生產要素的分享，以及在創新等決策上的相互影響[5～9]。與此對應的是不同產業間生產者集聚形成的多樣性經濟，也被稱為城市化經濟，其來源主要是集聚個體生產過程中對非專用型生產要素的分享，以及對中間投入要素多樣性偏好的滿足[9]。專門化經濟與多樣性經濟孰強孰弱，學者們莫衷一是[6， 10]。造成觀點對立的原因主要在于相關研究未考慮產業集聚的其他特征，特別是集聚產業間的關聯性。
有學者把產業間的關聯性視為多樣化產業集聚的細分[11]。然而現實中并不存在絕對專門化，在專門化產業集聚體內也存在產業間關聯性的問題。產業間關聯性不應視為多樣性產業集聚的從屬，而應作為獨立于產業間份額的另一維度。與產業間份額維度相似，產業間的關聯也會對區域經濟產出產生影響。
構建全社會統一的城鄉居民養老保險制度，讓每一個公民都能在公平的基礎上，擁有最基本的養老保障，此是我國發展經濟社會的的必然要求，這不僅有助于推動人口全方位流動、增加社會安全感，也有助于讓人們對民生改善保持平穩的預期，而且對于拉動消費、激勵創新就業，有著非常關鍵的意義。[1]此外，從我國發展趨勢來看，城鄉居民養老保險的并軌制度定會推動人口跨區域流動，跨區域人口流動則愈加方便推進城鎮化進程。
一、流動性與區域性之間的矛盾是我國現行基本養老保險制度存在的主要問題
我國現行基本養老保險制度的主要問題即基本養老保險制度的區域性同人力資源流動性之間的矛盾。現行基本養老保險制度帶有顯著的統籌地域的區域性，各統籌地域制度不盡相同。主要表現在如下兩個方面：
（一）養老保險金的流動性不足
大家知道，養老保險回報帶有隱敝與長效特點，其不同于醫療、工傷保險的直接，參保者的利益能夠很明顯地看出，勞動者參與的積極性原本來就不大。當前我國養老保險制度改革的取向是由現收現付制度逐漸向部分積累制度過渡，可是養老保險資金的籌集同支出之間存有很大的資金缺口，嚴重約束了養老保險制度改革的進程。當前省級養老保險金缺口大概占省級全部財政收入百分之二點五到百分之三。養老保險金處于流動性不足狀態，地方財政只好以養老保險金的個人賬戶資金，也就是個人繳費加百分之七的企業繳費那部分以及稅收收入來填補當前養老保險金的短缺，此則導致“統賬結合”的改革形式中個人賬戶的大部分空賬。即便這樣，養老保險金籌資依舊是入不敷出，中央財政只好實施撥款加以緩解，以維護地方財政與社會的穩定。能夠說，養老保險金流動性不足是目前養老保險制度改革所面對的亟待解決的問題。
（二）社保制度受區域性局限
勞動力資源市場化，促使勞動者于國內各處自由流動，勞動者未及時掌握各地的養老保險制度，不積極主動參與基本養老保險體系中來。抑或進了養老保險，因跨地域的轉移相對麻煩抑或沒有及時辦理，導致參保人望而卻步索性退保了之。部分地區農民工退保率升到百分之九十五以上。依據當前的制度，應堅持上保險以后方能領養老金，但是在此處上的保險，到其他地區就不存在了。流動性大、創業穩定性低，已是農民工頻繁退保的主要因素之一。很多看上去具有普遍適宜性的惠民政策，一旦進入現實操作過程，則成了有損公民利益的地域性局限政策。事實上，受社保養老金制度區域性限制損害的不僅僅只有農民工，而且還有游走在國內各地的打工族。在此人群頻繁流動的當今社會，若是不緩解社保養老金制度的區域性受限制問題，那么，定會有愈來愈多的人老無所養，定會影響到構建和諧社會的發展進程。
二、緩解流動性與區域性之間矛盾的對策與建議
其實，主要對策即養老保險轉移一定要適應流動性要求。[2]由整體方面完善我國的養老保險制度，總的原則即增強公平性、適宜流動性、保障可持續性。那么，怎樣真正達到養老保險轉移一定要適宜流動性要求。
《城鄉養老保險制度銜接暫行辦法》的征求意見稿指出：政策設計應當方便勞動人員在職業與職業、區域與區域以及城鄉與城鄉等相互間的流動，方便勞動人員在流動期間社保關系迅速而準確的轉移接續，便捷我國享有養老金者能夠達到‘異地養老’現實。
由于流動勞動者的轉移接續問題未能徹底解決，因此部分地區的基層社保機構倡導過一部分“改良”的舉措。在研討相關問題時，有的基層社保人員指出：是否能夠讓流動勞動人員在自身家鄉繳費參保，可問題出在單位繳費怎樣由外地轉移至其家鄉得不到有效解決。為此，其主張能夠讓流動勞動人員依據“靈活就業”的繳費模式參加保險，及至地方政府同時愿意像新農保抑或城居保那般予以保戶一定程度的補貼。[3]在現行的制度規范中，如此做法應屬“法無禁止”，此卻便宜了流動勞動人員的用人企業或公司。之前曾有人主張過一個針對流動參保人員在區域空間流動時，實施“分時期記錄，退休后算賬，可在養老地拿到養老金，中央總結算”的想法，未被采納。可能未采納的原因應當是較長時期保存繳費記錄很難。可現在多軌制的養老制度，構成了城鎮化發展過程中的養老困難局面，現在目前我們主張人的城市化，采取城鄉居民養老保險有效銜接舉措，定會有利于人口流動與城市化發展。并且，隨著跨區域人口流動的愈來愈便捷，定會推動我國農村城鎮化的發展進程。
（1.瀘州醫學院 體育學院；2.瀘州醫學院 臨床醫學院，四川 瀘州 646000）
摘要：目的：本研究探討了川南城鎮社區居民健康意識的水平高低和居民的體育行為中體育消費活動的情況以及存在的問題，同時考察了居民健康意識與體育消費行為之間的關聯.方法：通過調查問卷A卷（李克特式心理量表）調查居民體育健康意識，B卷調查體育行為.結果：調查結果顯示A卷（5分制心理量表）得分均值較高（M=4.13,SD=0.71），95%置信區間為4.27-4.69.結論：川南居民具有良好的體育健康意識.但川南居民體育消費水平還不高，體育消費結構還很單一.
關鍵詞 ：健康意識；體育消費行為；相關性
中圖分類號：G80-32文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）02-0170-03
1 前言
良好的健康意識可以引發積極的健康行為和體育行為.積極的健康行為是指一切有利于提高身體健康水平，降低危險因素的活動和習慣.這些健康行為包括日常自覺參加體育鍛煉，搞好健康平衡的營養膳食，積極的心態和情緒，以及對精神緊張和壓力能輕松處理，不吸煙，節制飲酒，不濫用藥物等等.
另外一方面，“體育行為”是指：人類有目的、有意識地利用各種手段和方法，為滿足某種體育需要而進行的活動.它是一個比較寬泛的概念，即凡是與體育發生聯系的行為活動，都可稱之為體育行為.這些活動既包括體育行為的主要表現形式——運動行為，也包括體育的組織、管理、宣傳、科研、教學、消費、觀賞等方面的行為活動.本論文主要探討的是體育消費行為.
近年來，隨著社會的進步與發展，人民的健康觀念、體育觀念也在不斷變化，那么現在川南地區居民的健康意識水平怎么樣，其體育消費情況怎么樣，兩者之間存在什么聯系？兩者之間如何相互促進以達到人民健康水平和區域體育產業共同提高的雙贏局面？這些都是本課題研究的問題.
2 研究對象與研究方法
2.1 研究對象
本論文的研究對象是川南城鎮居民健康意識水平和體育消費行為的現狀以及聯系.課題組以瀘州市江陽區，內江市市中區、自貢市匯東區，樂山市市中區部分城鎮居民（年齡15歲以上，不受其他特殊限制,采用隨機抽樣）為調查對象.
2.2 研究方法
2.2.1 問卷調查法
2.2.1.1 問卷設計與發放
本問卷嚴格按照心理學，體育科學測量量表要求編制設計.問卷的信度和效度，項目區分度等指標都符合科學研究的標準.本問卷分為AB兩卷.第一部分（A卷）主要調查研究對象的健康意識，第二部分（B卷）主要調查樣本的體育行為（重點是體育消費行為）等情況.
問卷第一部分（A卷）為心理意識測量表，故A卷的調查問卷測試項目應用李克特量表(Likert scale)5級評分制，1-5分分別對應選項中的A(1分)、B（2分）、C（3分）、D（4分）、E（5分）.分值越低說明情況越消極，健康意識水平越低；反之分值越高的則越積極，健康意識水平越高（在個別的項目中分值高低僅代表不同的傾向而不完全反映健康意識的積極程度）.表中1-5分值的每個分值之間沒有絕對的界限，賦值主要靠測評者自己依據自身與題干描述的符合程度進行選擇.
本調查歷時兩月（2013年10月-2013年12月），印制調查問卷500份,實際發放425份，回收問卷387份,其中無效問卷37份,有效問卷350份（有效標準為：問卷信息填寫基本完整，無明顯亂填、矛盾行為）,回收率91%，有效率90%.另外，對部分居民還進行了訪談筆錄.在調查研究的過程中，盡量做到在小區居民中隨機發放問卷，沒有特定重點調查某一社會階層、某一職業群體、某一年齡層和某一收入人群.但是在選擇調查的居民小區的時候綜合考慮了社區的經濟發展水平，居民小區的檔次、新舊以及小區居民的經濟狀況，力求調查結果能反映社會各階層居民的普遍問題.因為人力物力以及研究者水平的限制，本研究的樣本含量還不夠高，這是本研究的不足之處.
2.2.1.2 調查問卷效度與信度檢驗
本調查問卷效度檢驗采取專家咨詢法，咨詢了成都體育學院體育人文社會學相關專家.專家對問卷的認可率達到85%以上，達到了較高的比例數.對本研究調查問卷的有效性視為可接受.
信度檢驗采用的方法和步驟如下: 2013年5月底對四川省瀘州醫學院職工共計30人發放、回收問卷（留下被測試者的聯系方式）.2013年7月初再向這30人發放、回收問卷;對兩次的問卷所得的各項數據進行對比，用裂半相關法，斯皮爾曼-布朗（spearman-brown）公式求得本調查問卷測量折半相關系數為r=0.83，此問卷的可靠性可接受.
2.2.2 訪談法
在發放問卷的過程中，隨機選擇部分受訪者，采用與他們面對面地交流，根據受訪者的答復來搜集客觀的、不帶偏見的事實材料.
2.2.3 數理統計法
對回收的有效調查問卷用EXCEL和spss11.0對所得的數據進行常規頻數統計處理得出基本統計量.數據以均值±標準差（Means±SD）表示，并對總體均數做參數估計，取0.95求置信區間.
3 川南居民體育健康意識調查結果分析
3.1 川南居民健康意識良好
調查結果顯示，總體來說被調查社區群眾的健康意識和體育價值觀是積極的.統計數據如表1所示：
本問卷的調查項目分別從價值功能、審美、健康、教育、財富觀念等多個方向的差異對居民的健康意識和體育個體價值觀進行區分.經過比較和分析本問卷內的各個因子，調查結果總的來說還是比較好的，廣大群眾具有比較好的健康意識和體育價值觀.比如第5個項目“您覺得體育最重要的功能是什么？”（M=4.61,SD=0.19）得分很高，說明非常多的人都認識到體育對人類最重要的功能是強身健體，其次才是休閑娛樂或者其他因素.只有在意識層面認識到這個問題的時候才有可能在行為上反映出來，積極開展體育行為，參與體育活動強身健體.可見雖然健身功能作為體育的本質功能在人們心目中已經逐漸的根深蒂固，但是也不可否認，群眾目前對體育的認同也體現在其他的價值領域.
3.2 體育個體價值觀中健康與物質財富的關系
在本問卷的調查中有部分項目，著重于調查群眾的健康意識和物質財富價值觀問題.比如項目8“如果可能的話，您是否愿意擁有一副運動員的體格，但是代價是減少您的月收入？”、項目9“您是否認為擁有健康、健美的體魄比物質財富更加重要？”，從這兩個項目的情況看，得分都是比較高的（項目8 M=3.72，SD=0.76；項目9 M=3.94，SD=0.21）.
由圖1可知：目前被調查居民渴望能夠擁有像運動員般的身體素質，也認為物質財富的重要性比不上擁有健康健美的體魄.但項目8的得分均值明顯低于項目9，卻又說明目前個體的收入在現實社會生活中的重要性也還是主流的，這和項目9的結果有一定的沖突.這也許和我國目前經濟的發展水平，物質生活水平以及個人收入水平和傳統意識形態都有關.不過總體上來講，目前人群看待健康和財富的關系更加趨于理性.
3.3 川南居民體育消費行為調查結果分析
體育行為是體育意識的體現，是群眾體育活動的直接載體.問卷第二部分（B卷）是關于體育行為的調查研究，主要通過體育鍛煉的技能，鍛煉時間、強度、頻率以及體育消費的情況等項目來進行調查，同時用這些指標來評價群眾體育參與度的情況，間接反映出體育健康意識引導的體育行為的情況.B卷調查群眾參與體育活動的基本情況，共14個調查項目，包括運動動機，運動項目、時間、頻率、場所、消費，期望等.本部分屬于人類行為的社會學調查，因此沒有使用5分制.以下選擇具有代表性的一些項目進行討論.
3.3.1 體育活動的參與場所
由圖2可知：本項目的調查一共獲得了157個有效選擇.其中53%的人選擇了在自己家里或者小區進行身體鍛煉，33%的人選擇了去收費的體育活動場所，只有14%的人在免費的社區或者學校體育場所進行練習.一般來說能在家里進行的身體練習主要是力量練習，或者跑步機上的耐力練習.前者需要具備一定的體育科學訓練知識而后者卻對練習者有一定經濟要求.就我國目前的群眾消費來看家中有跑步機的只是少數，體育科學知識的普及率也非常低，可見在家里和在小區鍛煉的人雖然占了絕大多數，但是他們鍛煉的效果很難說有多理想.而在免費的社區或者學校體育場所進行練習的人只占了14%，這可以推斷川南群眾體育的基礎設施建設還是比較薄弱的，在沒有更好選擇的情況下只能選擇在家或者小區進行鍛煉.
3.3.2 體育消費結構的調查
體育消費結構是指消費者在體育消費過程中所消費的各種類型的消費資料(實物消費品、勞務消費品)的比例關系.根據消費者所購買的消費資料的不同用途，一般分為實物消費(體育用具消費、精神產品消費及雜費)與勞務消費(參與型消費與觀賞型消費).體育消費合理結構，不僅指實物與勞務之間的比例關系要合理，而且兩方面本身內部的結構也要合理，要根據消費者的個體因素、客觀條件、活動類型的不同而有所變化，以滿足不同類型消費的需要.這其中體育場地的使用費對個人是否參與了體育活動影響最大，因為相比較而言這一項消費更能說明消費者直接參與了體育活動.而體育運動器材的購買、運動服裝的購買都不能完全說明消費者花了這個錢就是實實在在地去參與了體育活動，因為花了大價錢買的體育器材可能閑置，而運動服裝的消費和參與具體體育運動之間的相關性很小.
由圖3可見：體育場地的使用費在有效數據中只占了總數的10%，說明最直接用于體育鍛煉的實際消費還是比較低的.而最高的是體育服裝的購買，雖然說比較高的體育服裝購買比例可能代表更多的運動參與，但是也存在很多運動服裝的購買消費只是因為個人對運動品牌服裝的偏好而產生的.成都市居民體育消費結構的特點是體育消費結構單一，實物型體育消費的選擇比率高于參與型體育消費和觀賞型體育消費.
4 結論
4.1 川南居民體育健康意識良好
體育健康意識綜合調查得分：M=4.24，SD=0.71.推斷目前川南居民體育個體價值觀是比較積極的.對體育的健身功能在整個體育功能體系中的作用有比較清楚地認識，對物質財富和健康的關系普遍比較理性.同時本調查還顯示了一些以往被忽視的因素也對積極體育健康意識有促進作用，比如：體育的審美因素.研究結果表明，居民良好的健康意識能引導積極的體育行為.
4.2 川南體育基礎設施還比較薄弱，居民體育消費結構單一
目前川南群眾體育的基礎設施建設還是比較薄弱的，免費的社區體育活動場館或體育場地還比較少，相配套的體育設施也較缺乏，因此只有小部分人愿意去收費的商業體育場館活動，而大部分人在沒有更好選擇的條件下，只能在家或者小區進行身體鍛煉，缺乏科學的健身指導.川南居民體育消費結構特點是體育消費結構單一，這其中體育場地的使用費對個人是否參與了體育活動影響最大，但實物型體育消費的選擇比率高于參與型體育消費和觀賞型體育消費.
4.3 川南居民的健康意識對體育消費行為的積極引導還不夠
雖然調查顯示川南居民有較好的健康意識，以及積極的體育價值觀.但是其科學體育的意識還不夠，無法正確引導以身體鍛煉為最終目的的體育消費行為.這方面的工作還有待于相關醫療單位和體育事業單位的協同努力.
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內容摘要:政府在城市土地開發、儲備過程中行使何種權利,當前有關此方面的法律缺乏。本文在分析土地財產形成三個階段的基礎上,提出城市土地開發權物權化的構想,分析其性質、內容、特征,論述實施可能性和必要性,以期解決政府以公共權力參與城市土地開發、儲備和收益帶來的問題。
關鍵詞:土地財產形成三個階段 土地開發權 物權
城市國有土地使用權制度是我國獨特的土地制度。《物權法》頒布后,正式規定了建設用地使用權作為一種用益物權,具備占有、使用和收益三大權能,其客體指向為國有土地建設用地。“建設用地”是一個動態概念,從時間演進的序列來看,包括農用地轉為國有土地后,政府對之進行必要的整理、開發、儲備階段,即土地一級開發階段;在土地使用權出讓后土地使用權人在此之上修建建筑物及附屬設施的階段,即土地二級開發階段;以及在土地之上形成建筑物、構筑物等以后土地使用人對該土地及建筑物的保有階段。
《物權法》將土地使用人在土地的二級開發階段和土地的保有階段的權利界定為建設用地使用權。但是,在土地一級開發階段,權利人對土地主張何種權利,《物權法》并未正面回答。既然名為“建設用地”,則政府在農地轉用后對之投資開發,形成可出讓條件這一過程當然符合“建設用地”名義上特征,但是與《物權法》界定的建設用地使用權相比,這一階段土地權利體現出更多公法性質,與私法性質的建設用地使用權有顯著區別。因此,不能籠統地將這一階段的土地權利歸為建設用地使用權,也不能無視這一階段土地之上客觀存在的權屬狀態,有必要對在土地一級開發階段,對土地權利人對土地占有、使用和收益權利進行必要梳理,明晰土地產權邊界,賦予土地權利人對等的權利和義務,特別是明晰政府以民事主體參與市場的權利,切實將政府對土地的行政管理、監督等職能與之區別,更好地促進城市土地有效利用,盤活國有土地資產運營、收益和保護,實現城市有序發展。
土地權利束在土地財產不同形成階段的剝離
從土地財產表現形式的階段來看,可以分為土地待開發階段、土地“生”到“熟”階段和“熟地”入市后三大階段。在土地財產形成的各個階段中,土地價值為多個土地權利人分享。
(一)待開發土地的財產及權屬形態
從產權形態來說,待開發土地權利形式表現為國家或農民集體對其主張的所有權。一般來說,待開發土地不具市場價值,但是因土地的稀缺性,未來能達到一定建設用地標準的未開發土地具備升值預期。因為當新增建設用地的供給不能滿足日益擴大的城市用地需求時,對城市周圍未開發的土地將形成隱性需求,一旦土地規劃和城市規劃允許其轉變為建設用地,則由于土地用途變更,必定導致對該土地需求的增加,這樣待開發土地會在市場機制作用下形成潛在價格,它可理解為該土地變更用途時的價格。由于政府實際上是未開發土地的權利主體,所以由于規劃用途變更導致形成的未開發土地的價格就是該地的權利價格。政府通過規劃變更,將待開發土地規劃為建設用地,可以將之理解成為設定了土地發展權。
(二)“生地”到“熟地”過程中土地的財產權利形態
土地“生”到“熟”的過程是土地價值增值形成的重要階段。這一過程中通過征地、拆遷及“通平”等市政配套設施建設,土地具備可以出讓、出租的條件,形成潛在土地開發增值收益。這一階段,地方政府是土地開發的主體。從權利狀態上來看,地方政府通過農地征用,以委托―的形式將其交付土地儲備機構,由后者負責土地整理、開發和儲備,就轉移待開發的土地這一行為而言,形成合意即類似一種契約行為,但卻無具體合同作為約束。究其根源,在于土地儲備機構是隸屬于政府的企事業單位,政府部門將土地交付土地儲備機構處理,實際上是以民事主體參與市場行為,且實踐中以公共權力介入,客觀上可能產生以政治權力設租、尋租,產生牟取最大利益的嫌疑。因此,必須對政府、土地儲備機構在土地一級開發市場中的權利、義務作出清晰界定,即二者究竟以何種權利取得待開發的土地的占有、使用和收益的權利。同時,土地儲備機構通過將土地抵押給銀行獲取資金用于土地開發,實際上行使了土地的占有、使用、收益的權利,具備物權某些權能,但卻無明確法律條文規定,所以土地儲備在制度安排上存在缺陷,不但融資基礎存在障礙,而且債權、債務主體不分,這一階段土地開發權利性質的定位問題亟待解決。
(三)變為“熟地”后的土地財產權利狀態
土地一級開發完畢后,政府與土地使用者簽訂土地出讓合同,此時土地財產權在形式上表現為土地所有權與土地使用權分離,《物權法》規定的三大用益物權之一的建設用地使用權即指向于此。土地使用權人有權利用該土地建造建筑物、構筑物及其附屬設施,享有占有、使用和收益的權利。因此,建設用地使用權具備較完整權能,權利人有權將建設用地使用權依法進行轉讓、互換、出資、贈與或抵押。因此,在土地財產表現形態的第三時序中,主要表現為建設用地使用權,雖有學者認為“建設用地使用權”應歸于地上權范疇,但已有立法予以明確界定,不再贅述。
設置物權化土地開發權的必要性和可行性
(一) 設置物權化土地開發權的必要性
城市土地產權表現形式與土地財產形成各階段密切相關。在土地財產形成的第一階段,政府若將農民集體土地轉為城市建設用地,可理解為設定土地發展權,國內學者對土地發展權討論頗多,但國家并未從立法層面上規定這一權利;《物權法》出臺后,將土地財產形成的第三個階段所表現出來的具體形式――城市國有土地使用權,規定為建設用地使用權,并賦予其正式的物權性質;但對于土地財產形成的第二個階段中表現出來的政府對土地開發、整理權等,雖然在實踐中具備了某些物權特征,但立法并未于此作出正式承認。根據《物權法》及相關法律規定,物權是基本的財產權,是債權發生的前提,而非物權性質的地方政府享有的土地行政、管理、開發等權利,不能形成債權的基礎,也就不能進行基于物權之上的經濟活動,因此須考慮如何將地方政府的土地開發權納入物權范疇,以解決土地開發過程中的問題。
根據物權法定原則,物權種類、內容、效力和公示方法只能由法律確定,當事人不能自由創立,但隨著市場經濟進一步發展和當前土地出讓和使用制度的繼續深化,現有土地物權種類已難以充分反映現實生活中新的需求,有必要先從理論上闡述創設新物權的可行性。
(二) 設置物權化土地開發權的可行性
地方政府具備土地物權主體的特征。我國城市市區土地、依法沒收、征收、征購的城市郊區和農村集體土地屬于國家所有,土地所有權由國務院代表國家行使,所以,地方政府不僅是土地的管理者,更是土地的實際支配、占有者,若能對地方政府的土地行政權力和公共權利重新分離、界定,對屬于民事權利性質的土地開發權“正位”,將其從土地財產權利束中分離,形成具備一定物權性質的法定權利對抗第三人和任意人,從技術角度而言是可能的,它符合用益物權實現是以占有標的物為前提的特征。因此,如將土地開發權作為用益物權來設計,地方政府實際具備了物權主體特征。
地方政府行政范圍內土地具備物權客體的特征。物權為支配特定物、獨立物的權利。物權客體是具體、特定的物,這可以使權利人明確其支配對象和范圍。行政區域內土地直接受地方政府管轄,從土地的實際占有和支配的形式上看,在土地開發階段,轄區內待開發土地無疑具備土地物權客體的特征。
土地開發權具備排他性特征。物權具有排他性,同一物上不得成立數個不相容物權,已成立的物權可以排斥同一內容的物權。據現行土地管理條例規定,即自從實行城市土地儲備制度以來,在土地一級開發領域,土地一級開發主體大都由地方政府或其認可的土地儲備機構充當。因此,地方政府的開發權具備排他性特征,這為土地開發權向物權轉化提供了重要條件。
土地開發權具備直接享有享受利益特征。物權重要特征在于物權主體享有對“物”的收益權。對不動產而言,用益物權人可從不動產使用價值上獲利,擔保物權人享有不動產的抵押權。作為地方政府而言,土地進行一級開發后,在市場上公開出讓,可獲得一部分土地由“生”變為“熟”的增值收益,符合物權的收益性,而且從融資方式來看,地方政府實際上享有土地的抵押權。因此,土地開發權同時具備用益物權和擔保物權的特征,這是形成土地開發權物權化的另一重要因素。
土地開發權具備公示性特征。據大陸法系,物權通過登記形成效力,取得物權公示后形成對抗一切第三人的權利。地方政府對擬開發土地是在明確納入到土地利用總體規劃和城市規劃的前提下進行的,而規劃本身就具備在社會范圍內公示的特征,這也為土地開發權向物權轉化提供了有利因素。
設置物權化土地開發權的內容
設立。我國是一元制下土地所有權制度,作為土地所有者的中央政府,可授予地方政府所有權的行使權,而這種行使權的一個重要內容是實現地方政府對本轄區土地的開發權和利用權。對此,可將地方政府享有的土地開發權從土地財產權利束中分離,形成一種位于國有土地所有權之下的,類似于“次級土地所有權”的土地物權,通過立法的形式予以確認、設立。
登記。根據《物權法》第一編第二章第九條規定:不動產物權的設立、變更、轉讓和消滅,經依法登記發生效力;未經登記,不發生效力,但法律另有規定的除外。第十七條規定:不動產權屬證書是權利人享有該不動產物權的證明。不動產權屬證書記載的事項,應當與不動產登記簿一致;記載不一致的,除有證據證明不動產登記簿確有錯誤外,以不動產登記簿為準。對于地方政府的開發權的登記,建議先由地方政府就本地土地開發提出方案,并報國務院批準后,授權國土資源部向符合要求的地方政府頒布土地開發權證書,形成地方政府對土地開發權物權性質的原始取得。
變更。在設立土地開發權后,政府委托土地儲備機構進行待開發土地的征收、拆遷、整理、開發、儲備等事宜,也可通過市場招標拍賣的方式,將其讓給予具有開發資格的企業、事業單位和法人團體等。后者在獲得土地開發權后,須向有關部門申請土地開發權變更登記予以確權,但同時政府必須加強對土地開發市場的監管,保證土地開發安全性和投資連續性,促進土地開發市場的有序發展。
滅失。這一行為發生于土地開發完畢后,通過公開市場行為,政府與土地使用者簽定土地使用權出讓協議并交付土地使用權之后。此時,土地使用權實現對土地開發權的替代,自土地使用權人向有關部門申請土地使用權登記之時起,土地開發權終止,并向有關部門申請注銷登記,土地開發權滅失。
結論
本文從土地財產形成三個階段,探討了城市土地產權的三種形態。重點立足于土地財產形成第二時序,嘗試將地方政府對土地的管理職能和對土地的權利分離,并依照物權設立的原則、規則、程序等,提出設立物權性質的土地開發權,解決政府在土地征收、整理、開發、儲備中面臨的權利真空問題,賦予政府或土地儲備機構抵押融資的合法性,規范土地一級開發市場,保證土地資源的集約、節約利用,促進城市有序發展。
當然,本文僅從理論層面剖析土地開發權作為一種物權設置的可能性,在分析中尚有欠缺。但通過嘗試構造物權性質的土地開發權,實現土地所有權與土地開發權的分離,是必要的,只有賦予土地所有權人以外的其他權利人相對獨立的權利,才能保證土地資源通過市場實現配置優化,并在此基礎上充分提高土地的利用效率。因此,要順應從 “物”的所有到 “物”的利用的時代潮流,對現存的土地權利制度進行創新勢在必行。
參考文獻:
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關鍵詞:非參數方法;時間序列;相關性;混合狀態
中圖分類號:TP311文獻標識碼:A
文章編號:1009-2374 (2010)22-0044-03
1非參數方法的應用誤區
非參數方法與參數方法最大的不同就在于不事先假定總體的分布,因此也被稱為“無分布的”方法。采用這種方法時,人們盡量從數據(或樣本)本身獲得所需要的信息,通過推斷方法而獲得結構關系,并逐步建立對事物的數學描述和統計模型。
總的來說,非參數方法具有廣泛的適用性、較好的穩定性、支持數據類型的多樣性、容易計算等優點,使得眾多的專業和非專業統計人員對它趨之若鶩。
許多統計工作人員在學習理論的時候或許會注意到,但實際分析時往往會忽略的一點是:采用非參數方法的前提是數據必須來自簡單隨機樣本,即獨立同分布。這是因為,雖然非參數方法不要求總體本身的分布形式,但是其檢驗統計量通常是服從某一特定的分布的,這些統計量的分布對統計量的獨立性要求較高。比如,常見的符號檢驗的統計量被認為服從二項分布――眾所周知地,二項分布是n次獨立進行的伯努利試驗的結果所呈現出來的一種分布形式。如果數據不獨立,那么統計量的分布不成立,再進行任何的假設檢驗都只是無用功。
然而這一嚴格的前提在實際研究中卻往往形同虛設,任何獨立的不獨立的樣本都直接被用做非參數檢驗包括經濟領域中的時間序列數據,從而導致許多不被發現的錯誤結論。
2時間序列數據的特點
時間序列數據通常呈現出趨勢性、周期性和序列相關性的特點,正是因為這些特性,才使得人們可以研究相應的模型以擬合現實數據,分析研究對象,甚至根據已有的數據預測未來的經濟走勢。但是這也同時反映出時間序列數據很少是彼此獨立的,而且不像趨勢性和周期性,這種相關性難以消除。因此若冒然應用非參數方法于時間序列,將可能導致錯誤的結論。
3一種弱相關性條件――混合狀態
3.1歷史沿革
既然現實的時間序列數據都是不獨立的,那么難道就無法對它們采用簡便易行的非參數方法了嗎?情況并沒有那么糟糕。Rosenblatt(1956)提出了一種序列相關性較弱的狀態――α型混合狀態(α-mixing condition),并在其著作中介紹了混合狀態下的中心極限定理。該文提出,在混合狀態下,中心極限定理在混合性狀態下都是成立的。
在Rosenblatt成果的基礎上,Volkonskii與Rozanov
(1959)將α型混合性狀態的定義規范化,提出了一直沿用至今的定義。逐漸地,人們認識到,不獨立的時間序列數據如果是混合狀態的,那么也可以被當作相互獨立的隨機變量來使用。具體而言,就是大數準則和中心極限定義都在特定的形式下成立,而且一切應用于獨立樣本的方法都可以擴展到混合性過程中。Chanda(1974)研究了線性隨機過程的強混合性的特征,Gorodeskii(1977)對Chanda 的結論進行了修正。馬爾可夫狀態下的混合性更是具有許多特殊的性質,Bradley(1986)、Stroock(1992)、Lovasz(1997)等人都在這方面做出過卓越的貢獻。Doukhan(1994)在其專著中列示了五種不同強度的混合性狀態(α型混合、β型混合、ρ型混合、φ型混合以及ψ型混合),Beare(2007)在前人努力的基礎上又引入了一種新的混合性狀態(γ型混合)。這些研究成果都為時間序列的深入探索打開了方便之門。
近50年來,混合性狀態的一些優良特征漸漸被挖掘出來,并以這一理論為基礎,使線性和非線性時間序列得到了新的發展。但遺憾的是,國內很少有學者對這方面做深入的研究,做實際工作的統計人員能注意到這方面的就更少了。
3.2混合性的定義
要定義混合性首先要引入一種指標,稱為混合系數,每一種類型的混合都有其對應的混合系數。α型混合系數表示為α(n),β型混合系數表示為β(n)……以此類推。只要平穩序列滿足以上五種定義中的任意一種,就可以認為它是混合性狀態。α型混合是其中最弱的類型,一般而言,滿足其他四種類型混合性狀態的隨機變量一定都是滿足α型混合狀態的。因此一般稱α型混合狀態為強混合狀態(strong mixing condition),同時也會將以上五中狀態統稱為強混合環境(strong mixing conditions),在表述上應將兩者分開。
本文主要介紹α型混合,簡述其性質和表現,并提供一種用于檢驗的方法。
令{Xt,t=0,±1,±2}為一段嚴平穩的時間序列,對于n=1,2,…,定義:
(1)
其中Fij表示由{Xt,i≤t≤j}產生的σ代數,包含了從時間i到時間j內的全部信息。由于對任意的n≥1均有,因此上述定義的α型混合系數是單調不增的。
我們稱{Xt}是α型混合,如果α(n)0。(2)
3.3α型混合初步理解
對α型混合狀態的初步理解,首先需要注意以下兩點:
(1)α型混合狀態討論的對象必須是嚴平穩的,因此要檢驗某一時間序列變量是否混合的,首先要將非平穩的過程經過處理變換為平穩的。
(2)討論的對象要求是大樣本,因為以上定義方法是取時間軸的前一部分時間段與相距較遠的后一部分時間段,將兩部分包含的數據信息做比較,如果樣本量不夠的話就難以體現出時間的影響。
簡單的說,α型混合就是借助時間序列的“過去”和“未來”來體現該序列的相關程度的。可以理解為,如果時間序列的遙遠的“過去”和遙遠的“未來”兩部分中包含的信息大體是相互獨立的。以A表示過去某一時段的信息,B表示與A所在時段相距較遠的某一時段的信息,P(A)和P(B)分別是整個時間段中落在A和B中數值的個數與總樣本量的比值,如果隨著它們相隔的距離拉大,P(A) P(B)P(A∩B),就說明A與B可被近似認為是獨立的。
4混合性狀態的檢驗
4.1檢驗步驟
我們根據以上的某些特性,可以初步篩選出哪些過程是不滿足混合性狀態的。經過篩選之后再進行更全面的檢驗,從混合性的定義出發,本文提出一種實用的檢驗方法。
(1)讀入數據{Xt,t=1,…n},保證其為大樣本。筆者認為,為使檢驗結果可靠,樣本量n至少應為200。然后檢驗其平穩性,若樣本非平穩,則采用適當的數據變換法將其變換為平穩的。常用的方法有滑動平均法、差分法、Cox-Box變換等。
(2)確定α混合系數(α-mixing coefficient)列個數r的取值。r應足夠大以便于得到α混合系數列{α(i),i=1,…r}后能據以分析是否遞減為0。一般認為r不小于30。
令整個時間段中“過去”部分生成的σ域為A,“未來”部分生成的σ域為B,從而每個α(i)由Ai和Bi確定。因此在確定了r的大小后可進而人為地確定生成r個σ域的變量范圍。如:對于一個大小為n=1000的樣本,要使r=50,可定A1為{Xt,1≤t≤100}產生的σ域,記為F1100,B1為{Xt,900≤t≤1000}產生的σ域;A2=F199,B2=……A50=F151,B50=。或者有間隔的,定A2=F198,B2=……一般來說只要保證產生兩個σ域的變量值個數足夠多,且它們相隔的距離足夠遠即可。
(3)確定產生每個σ混合系數的子集數s。每個α(i)由j個子集確定。對每個i而言,Ai與Bi中分別包含子集{Aij,i=1,…r,j=1,…s}和子集{Bij,i=1,…r,j=1,…s}。在實際操作中,上述子集可借助計算機軟件隨機生成。一般認為s不小于30。
(4)具體計算過程。概率P的定義為:
(3)
其中:
(4)
令k=P(A),l=P(B),m=P(A∩B),定義:
bij=|kij?lij-mij| (5)
根據α型混合的定義(式1),可計算出每個α混合系數:
(6)
(5)判斷數列{α(i),i=1,…r}是否收斂于0。
先做α(i)關于i的散點圖,如果表現出較明顯的遞減趨勢或明顯的非減趨勢,則可由散點圖做判定。
如果散點圖表現得不明顯,可對數列{α(i),i=1,…r}進行模型擬合,以進一步觀察其趨勢。
4.2舉例說明
本文利用計算機模擬兩個例子來說明混合性的檢驗。模擬一個獨立同分布的隨機變量{Xt,t=1,2,…,1000}的序列,,模擬一個完全自相關的隨機變量{Yt,t=1,2,…,1000}的序列圖,其自相關形式為:。
分別對兩者的滯后一期序列做相關性散點圖,可以發現它們有顯著的區別(見圖1a和圖1b)。{Xt}與{Xt-1}沒有相關關系,它們是相互獨立的,而{Yt}與{Yt-1}卻呈現出線性相關性。
圖表說明:x1表示滯后一期的X;y1表示滯后一期的Y。
分別對兩段序列用本文提出的方法做檢驗。兩例均有n=1000,選定α混合系數列個數r=100,并令A1=F1150,A2=F1149,…,A100=F151;B1=,B2=,…,B100=,每一σ域中隨機產生j=50個子集。
利用計算機軟件R進行編程,便可分別得到序列{Xt}與序列{Yt}產生的α混合系數列(見圖2a和圖2b)。
從圖2a和圖2b中看出,{Xt}的α系數呈現出遞減的趨勢,如果樣本量足夠大,有理由相信α系數將收斂于0。而{Yt}的α系數序列圍繞均值0.19上下波動,幾乎看不出遞減至0的趨勢。因此這也就驗證了{Xt}序列獨立而{Yt}序列相關的前提。
5結語
從混合狀態的定義出發,本文提供了一種用于檢驗實際數據是否滿足混合狀態的方法,需要利用計算機軟件進行大量抽樣模擬,以得出一串α系數序列。如果隨著取樣的“過去”部分和“未來”部分相隔越來越遠,α系數序列遞減至0,那么就可以認為所檢驗的數據是滿足混合狀態的。
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關鍵詞：數字巖心；滲透率形狀特征；U系統矩
中圖分類號：TP391 文獻標識碼：A 文章編號：1009-3044（2015）35-0124-02
1 概述
在石油工業等諸多領域中，精確地確定多孔介質的宏觀輸運性質具有很大的實際價值。然而與宏觀輸運性質相關的孔隙度、滲透率等參數與介質的微觀孔隙結構密切相關。數字巖心[1]，就是對實際多孔介質結構的一種數學描述方式。由于數字巖心具有高度復雜的孔隙結構，孔隙的形狀、大小、位置均是隨機分布，各孔隙之間還存在毛細通道，使得研究孔隙尺度下的細觀流動存在不小的困難。近年來，多采用數值模擬方法研究多孔介質中的細觀流動，其中具有代表性的是格子Boltzmann方法（LBM）[2-4]。但是，LBM所得到的結果一般都是針對特定對象的經驗曲線和經驗公式，不具有普遍性，其背后物理機理往往也不清楚。因此，尋找合適的方法求解與宏觀輸運性質相關的參數變得至關重要。
就數字巖心而言，由于孔隙結構和滲透率之間存在一定關系，而表征孔隙特征參數中常用的孔隙度又無法全面表征孔隙與滲透率之間的相關關系。近年來滲透率在數字巖心模擬中的預測方式，主要采用LBM等方法模擬求解流量等參數，再通過達西定律求解滲透率，因此使由孔隙的形狀特征求解滲透率成為可能[5-8]。
U-系統是一種正交的、完備的多項式系統[9]，用其構造出的正交矩可以使得三維模型分解后的信息具有獨立性，沒有信息冗余；還因為其是分段k次多項式系統，在計算過程中能夠避免高次多項式的計算問題。在三維模型檢索中，使用U系統矩可以達到較高的檢索效率[10-11]。因此在三維孔隙模型中，U系統矩也可以很好的表示孔隙特征，還可以最大程度保留孔隙的形狀信息。
本文首先介紹U-系統及U-系統矩；使用U-系統矩提取出三維孔隙模型的形狀特征[12]，并對該特征與滲透率進行相關性分析，來探索三維形狀特征與滲透率之間的關系。最后，使用一個簡單三維孔隙模型進行數值試驗，證明由三維形狀特征求解滲透率是否可行。
2 三維U系統矩
2.1 U-系統
U-系統是由齊東旭教授與馮玉瑜教授在上世紀八十年代構造出來的一組分段多項式正交函數系[13]。該系統由Legendre正交多項式構造出U-系統的基本函數；再通過壓縮、復制或反復制生成U-系統的其它正交函數。
在計算U系統矩之前需要對模型進行標準化處理。由于本文使用的孔隙模型是體素化模型[15-16]，因此可不需要標準化直接進行計算。
2.2.2 U系統矩的計算
3數值試驗與分析
由泊肅葉定律[17]可知圓管流動的固有滲透率為k=R2/8，其中R為圓管半徑。將不同形狀參數的圓管體素化并提取圓管的U1系統矩。由結果可以看出，模型的形狀特征與滲透率之間存在一定的關系，形狀特征隨著孔隙形狀的變化而變化。并且由于圓管模型是一種簡單模型，因此特征向量中18維之后的值為0（表中僅列出前三維特征f1～f3）。
對圓管的特征向量與圓管滲透率進行相關性分析，得出該特征第1、2、3、7、9、10、11、12、16、18維與滲透率顯著相關，而其余各維度則與滲透率并無直接相關性，即利用U系統矩特征求解滲透率存在一定的可行性。
4 結論
與以往使用Boltzman等流體模擬方法求解滲透率的思路有所不同，利用形狀特征求解滲透率對數字巖心模型要求不高，并且由于不涉及流體，可以針對孔隙模型本身來進行分析，降低了求解滲透率時對實驗環境的要求。與流體模擬方法類似，形狀特征同樣是基于統計原理求解，具有很好的并行性，這又進一步提高了運算速度，為求解數字巖心滲透率提供了另一種計算思路。
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關鍵詞：社會關系網絡 幸福感 城鎮 農村
引言
幸福經濟學的興起推動了經濟學家逐漸從簡單地關注收入決定的效用轉變到心理學所倡導的主觀幸福感。主觀幸福感不僅反映了居民的物質生活質量，還反映了居民的心理滿足感，因而，主觀幸福感能更完整且合理地評判個人對生活的整體滿足感，是一個更好的直接度量居民福利的指標（Frey和Stutzer，2002）。而由于群體間收入水平、社會等級和參照系選擇等不同，不同群體的幸福感顯然存在系統性的偏差。改革開放以來，中國的經濟增長成就舉世矚目，居民收入水平與消費水平也在大幅提高，居民物質福利獲得了有目共睹的改善。但經濟增長的成果并不為居民所平等均享，社會財富的分配在不同利益群體之間存在偏差。特別是在城鎮和鄉村居民之間，由于長期城鄉分割以及城市偏向的經濟政策（陸銘和陳釗，2004），城鄉福利分配極不均衡，實際上處于兩個不同的社會系統。社會系統、收入水平或物質福利的城鄉差異不可避免地影響到居民的幸福感知，帶來了城鄉居民幸福感的差別。
早期的調查實踐，如《2005年中國社會形勢分析與預測》對中國城鄉居民的生活滿意度進行了初步的統計分析，得出了近八成農民感到生活幸福，農村居民幸福感強于城鎮居民的判斷。而在規范的實證研究方面，羅楚亮（2006，2009）利用2002年全國城鄉住戶調查的數據展開分析，發現農村居民的主觀幸福感程度高于城鎮居民這一結論是成立的。但其后的觀察和分析又顛覆了這一觀點，呈現新的跡象。《2006年中國社會形勢分析與預測》稱，在2006年，城市居民總體生活滿意度有較大幅度的提升，城市居民的總體生活滿意度首次超過農村居民。此后大量的有針對性地調查實踐也發現了相同的結論。依托這些調查資料，展開的實證結果是混合的，但總體是傾向于認同城鎮居民幸福感高于農村。張軍華（2011）對國內涉及幸福感城鄉比較的60篇文獻進行元分析，結果發現，在認知指標和綜合指標方面存在顯著的城鄉差異，城鎮居民幸福感高于農村。
這一結果似乎更符合一般人的認識，因為從收入水平和物質財富上來看，城市居民的物質福利無疑要高于農村居民。但現代幸福經濟學的文獻，提醒了我們這一簡單的認識并不可靠。特別是Easterlin悖論揭示的“幸福-收入之謎”（“幸福-收入之謎”是指，當國家變得更富有時， 人們的平均幸福水平并未隨之提高。由于經濟學家Easterlin 最早研究這一現象，所以又被稱作Easterlin悖論），提醒了我們從物質福利并不是可以直接僭越到人們的主觀幸福感知。幸福的感知和組成元素是多元的，人們幸福與否很大程度上還取決于很多和財富無關的因素。經濟越發展，非物質因素對幸福的影響就越來越大，例如人際關系等等（奚愷元，2006）。特別是對中國而言，是一個典型的關系型社會（梁漱溟，2005），建立在血緣和地緣基礎上的社會關系網絡（社會關系網絡，在中國的語境下俗稱“關系”。在本文的概念框架中，兩者是對等的），不僅是一切社會制度和權力運行的基礎，也是重要的信息分享和資源配置的替代機制（李樹和陳剛，2012）。在理論上，社會關系網絡對居民福利的貢獻可能并不僅僅局限在增加就業和收入等物質性收益方面，“關系”還可能促進組織成員之間的情感交流和自我認同，通過提高居民的心理滿足感從而增進其福利（Crossley和Langdridge，2005）。雖然，社會關系網絡被譽為“窮人的資本”（Grootaert，1999），已有研究發現，“關系”顯著提高了中國農村居民的幸福感（李樹和陳剛，2012）。但現實中，富人的社會資本更多（趙劍治和陸銘， 2009），城鎮居民也可能由此收獲更多的幸福感。因此，在城鄉居民的幸福感的分化或收斂中，社會關系網絡的作用究竟如何需要解答。
本文基于中國綜合社會調查（CGSS）2008年的數據，在對比城鎮和農村居民幸福感差異的基礎上，重點分析社會關系網絡在形成城鄉居民幸福感差距中的作用。基于本文的數據發現，城鎮居民的幸福感明顯高于農村，社會關系網絡在居民的幸福感決定中具有重要的作用。社會關系網絡對城鎮居民幸福感的提升作用大于農村，這不僅在于城鎮居民擁有更豐富的社會網絡，而且更在于其能夠充分感知和利用社會關系網絡帶來的幸福。本文余下部分結構安排如下：第二部分為數據和變量說明，第三部分為實證結果與分析，最后是簡短的結論。
數據與變量說明
本文采用中國人民大學社會學系所發起的全國范圍內的、大型的抽樣調查項目—中國綜合社會調查（CGSS）2008年的數據。本研究主要聚焦于研究城鄉居民的幸福感差異，刪除帶有缺失信息的樣本后，共獲得樣本4890個，其中城市樣本3118個，占63.8%；農村居民1772個，占36.2%。為了重點考察“關系”對中國城鎮和農村居民幸福感的影響，本文首先構建回歸模型如下：
（1）
式（1）中，j=1，2分別代表城鎮和農村地區樣本。下標i表示第i個居民樣本，μ是隨機擾動項。變量Happiness是衡量居民主觀幸福感的指標，Network是衡量居民社會網絡的指標，X是其他影響居民幸福感的控制變量矩陣，B是相應的回歸系數矩陣。
本文用來衡量居民主觀幸福感的指標Happiness，來自被訪問者對調查問題“整體來說，您覺得您快不快樂？”的回答。我們將調查對象所選擇的“很不快樂”、“不太快樂”、“普通”、“還算快樂”和“很快樂”的答案，分別賦予-2～2 的整數。在本文的4890個樣本中，回答答案為“還算快樂”的比重最大，在城鎮和農村樣本中分別占45.22%和39.28%（見圖1）。
對于社會關系網絡Network的度量，本文根據CGSS（2008）問卷中的問題，“在今年春節期間，以各種方式與您互相拜年、交往的親屬、親密朋友和其他人大概有多少人？”。在中國的傳統習俗中，春節期間拜年是創建和維護關系的重要手段。因此，本研究采用這一問題來刻畫城鎮和農村居民的社會關系網絡。圖2顯示，總體來看，有著更高快樂或幸福感知的群體，其相應的社會關系網絡也是更豐富的。
本文還控制了其他影響居民幸福感的個體特征因素，參考幸福經濟學的研究文獻，控制的變量主要包括收入、社會階層、工作時間、身體健康狀況、婚姻狀況、性別、年齡和受教育程度等等。各指標的選取及本文的定義見表1。
實證結果與分析
（一）模型估計結果
同時采用有序Probit和有序Logit模型，分別對總體樣本、城鎮居民樣本和農村居民樣本進行估計，實證研究城鎮居民幸福感高于農村居民的原因，表2報告了相應的估計結果。在基于總體數據的模型中，無論是采用有序Probit模型，還是有序Logit模型，“關系”（Network）變量的估計系數都為正，且在1%的顯著性水平上顯著。在中國，社會關系網絡不僅能通過非生產率的作用渠道能夠提高居民的收入水平（陳釗和陸銘，2009），而且，“關系”還能增進居民之間的情感交流，提高居民的自我認同感，進而增強其幸福感（李樹和陳剛，2012）。因此，社會關系網絡能夠顯著提升居民的幸福感。
表2中也分別列出了城鎮居民和農村居民樣本的估計結果。觀察有序Probit模型和Logit模型的估計結果可以看出，社會關系網絡（Network）的估計系數依然顯著為正，顯示社會關系網絡對于居民幸福感的重要作用。在城鎮樣本中收入（Income）變量系數不顯著，且符號不穩定，而在農村居民樣本，Income的估計系數顯著為正。結合城鄉居民收入差距高懸的事實，我們認為這說明，在收入水平較低時，收入水平提高能夠顯著地改善居民的福利，中國農村居民的情況正是如此。但在收入水平達到一定階段后，收入對于居民幸福感的提升不再明顯，非物質因素例如社會關系對幸福的影響就越來越大（奚愷元，2006）。社會階層（Class）、健康狀況（Health）、婚姻狀況（Marriage）、性別（Sex）、年齡（Age和Age2）和教育（Edu）變量的估計系數都和總體樣本一致，這里不再說明。需要指出的是，工作時間（jobhour）變量在城鎮樣本中顯著為負，而在農村居民樣本中不顯著，這可能與農業生產的特點和農民任勞任怨的習性有關。
（二）Oaxaca-Blinder分解
借鑒Oaxaca（1973）和Blinder（1973）的方法，可以考察社會關系網絡等因素對于城鄉居民幸福感差距的影響程度。采用Oaxaca-Blinder分解，將城鄉居民幸福感差距分解成兩部分：
（2）
等式右邊第一項是幸福感差距中能被方程中解釋變量的數量差異所解釋的部分，稱之為特征差異；第二項為不可解釋的部分，表示具有相同的個人稟賦特征的兩組居民由于認知所導致的差異，反映了居民的感知能力差異，稱之為系數差異。
基于Probit模型和Logit模型，我們對城鄉居民幸福感差距進行了分解，由于兩個模型的分解結果一致，本文僅報告了Probit模型的結果，見表3。表3中，城鎮居民幸福感高于農村，社會關系網絡對城鄉居民幸福感差距的貢獻高達138.12%，其征差異為10.14%，系數差異為127.98%。這一結果說明，在城鄉居民的幸福感形成中，社會關系網絡扮演中非常重要的作用。這不僅在于相對于農村居民而言，城鎮居民擁有更豐富的社會關系網絡，而且更在于城鎮居民更會享受和利用社會關系網絡帶來的幸福感。
結論和政策建議
本文基于中國綜合社會調查（CGSS）2008年的數據，統計發現城鎮居民的幸福感明顯高于農村，有序Probit模型和Logit模型的估計顯示，收入的提高對城鎮居民的幸福感提升并沒有顯著影響，而社會關系網絡在居民的幸福感決定中具有重要的作用。Oaxaca-Blinder分解顯示，社會關系網絡加重了城鄉居民的幸福感差距，這不僅在于城鎮居民擁有更豐富的社會網絡，而且更在于其能夠感知和利用社會關系網絡帶來的幸福。
本文研究有助于更全面地認識和評價城鄉分化和不平等中“關系”的作用，也提醒人們重視“關系”對中國城鄉居民福利差距的影響。由于城鎮居民擁有更多的優勢如政治和經濟資源用于創建和維護“關系”網絡，并且他們更知道如何利用這些資源來獲取福利，從而得到了更高的主觀幸福感。而在經濟社會轉軌和城鄉融合的主流背景下，農村居民的社會關系網絡劣勢被放大了。這可能不僅在于農村居民在創建、維護社會關系網絡以及利用“關系”獲取物質財富能力上的差異，而且也可能是文化沖擊和意識調整帶來的原有和諧的農村社會關系網絡的瓦解和重構，使得原本建立在地理和血緣基礎上的農村社會關系網絡變得更為脆弱。因此，在城鄉融合和一體化進程中，我們不僅需要建立一套清晰和公平的規則體系打破“關系”帶來的城鄉分配不公，更需要注重原有關系網絡的瓦解和重構所帶來的幸福感損失，形成物質和文化的雙重融合。
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