一、數(shù)據(jù)來源、季度數(shù)據(jù)與不變價格數(shù)據(jù)處理

數(shù)據(jù)來源與不變價格數(shù)據(jù)的處理中國居民的樣本數(shù)據(jù)包括人均消費性支出、人均可支配收入、住房資產(chǎn)、金融資產(chǎn)、定基價格指數(shù)、利率。數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》1990~2011年各期、中宏數(shù)據(jù)庫和EPS數(shù)據(jù)庫，樣本數(shù)據(jù)覆蓋1995第一季度至2009年第四季度。居民金融資產(chǎn)包括，儲蓄存款、股票和社會保險賬戶。社會保險賬戶包括，醫(yī)療保險、失業(yè)保險、基本養(yǎng)老保險、生育保險和工傷保險。人均擁有住房資產(chǎn)額=人均住房面積×商品房住宅平均銷售價格。人均擁有住房資產(chǎn)額=農(nóng)村人均擁有住房資產(chǎn)額×鄉(xiāng)村人口比重+城鎮(zhèn)人均擁有住房資產(chǎn)額×城鎮(zhèn)人口比重。人均社?；鹩囝~=當年五項社?；鹄塾嫿Y(jié)余額÷全國人口數(shù)。其4.2對居民消費粘性系數(shù)x的測算利用公式，分別采用收入和總資產(chǎn)、收入與金融資產(chǎn)、住房資產(chǎn)和金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)四種組合作為工具變量，利用兩階段TSLS回歸模擬得到居民消費粘性系數(shù)x。表2說明，只有在選擇總資產(chǎn)增長率、金融資產(chǎn)和住房資產(chǎn)等兩種情況下（不帶截距項的情況下），兩階段TSLS回歸的效果較理想。dCtg=α0+αdTA(t-1)g。

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

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

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

三、結(jié)論

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

一、金融集聚概述

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

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

（三）金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系近年來，隨著我國經(jīng)濟的飛速發(fā)展，許多發(fā)達城市產(chǎn)生了金融集聚的現(xiàn)象，因此，很多學(xué)者對金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。張鳳超和王亞范(2000)認為區(qū)城金融成長內(nèi)含于區(qū)城經(jīng)濟發(fā)展狀態(tài)的形成和變化過程之中，為區(qū)域金融成長提供成長條件和空間；同時，區(qū)城金融成長的水平和能力也為支持該地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展提供內(nèi)在動力[4]。而劉軍和黃解宇等(2007)的研究顯示金融集聚通過金融集聚效應(yīng)、金融輻射效應(yīng)以及金融功能三個方面影響經(jīng)濟增長[5]。綜上所述，可以看出，這些學(xué)者對金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用做了比較透徹的分析，但其對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的消極影響研究較少，對此問題研究的不夠全面。因此，本研究將對此進行更進一步的分析研究。

二、金融集聚模式及其影響因素

1、國際投資引致生產(chǎn)要素跨國移動

單純的國際貿(mào)易，主要是商品的跨國移動，只有國際投資，才有可能形成生產(chǎn)要素直接的和大量的跨國移動。在土地、資本、勞動三種生產(chǎn)要素中，除土地之外，資本和勞動都能在國際之間自由流動。

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

國際間的勞動要素的轉(zhuǎn)移，主要取決于勞動價格，即取決于平均工資水平，比如某種類型的勞動在美國的工資率高于墨西哥，就成為墨西哥人跨越國界的經(jīng)濟動機。一般說來，發(fā)展中國家工資偏低，移民傾向尤甚。其次，勞動要素轉(zhuǎn)移還取決于勞動者擁有的數(shù)量。在一個勞動資源相對過剩的國家，很容易引發(fā)向勞動資源稀缺的國家移民的動因。當然，國際投資也會引起發(fā)達國家向發(fā)展中國家的勞動要素轉(zhuǎn)移，但畢竟屬于少量，而且大多是伴隨著技術(shù)引進，隨同設(shè)備和資金的技術(shù)人員配套轉(zhuǎn)移。而且，這種轉(zhuǎn)移大多帶有臨時性質(zhì)。一旦投資項目完成，隨行技術(shù)人員又會回歸本土。

國際投資實現(xiàn)生產(chǎn)要素轉(zhuǎn)移的微觀載體是跨國企業(yè)。投資的始初動機是以謀求利潤最大化為目的生產(chǎn)和經(jīng)營。建立跨國企業(yè)伊始是資本運營，購進設(shè)備和技術(shù)，又實現(xiàn)了物質(zhì)生產(chǎn)要素的轉(zhuǎn)移，招聘經(jīng)營人員和企業(yè)員工，又實現(xiàn)了勞動要素轉(zhuǎn)移?？梢?，國際投資是生產(chǎn)要素跨國移動的第一推動力，跨國企業(yè)的規(guī)模和數(shù)量是鑒定生產(chǎn)要素移動的基本尺度。

生產(chǎn)要素跨國移動有兩大效應(yīng)：

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

關(guān)鍵詞“3414”；油菜；肥效試驗；施肥模型；安徽黟縣

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

1材料與方法

1.1試驗概況

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

一、幽默廣告的傳播效應(yīng)

幽默廣告獨特的美學(xué)特征和審美價值，能促進廣告信息的傳播。

1.幽默廣告符合當代人的心理需要。當今時代的設(shè)計，已擺脫傳統(tǒng)單一思維的束縛向多元化的溝通發(fā)展，并喚起受眾的參與和介入，其新穎而多樣化的表現(xiàn)方法，體現(xiàn)了當代設(shè)計求新、求異、求奇的設(shè)計理念，是變化的、富于人性的設(shè)計風(fēng)格。幽默廣告反映出當今時代的設(shè)計特征，其最大的特點是娛樂性，與當代文化的大眾化趨勢相一致。因為社會的競爭壓力越來越大，幽默就是最好的精神調(diào)節(jié)劑，它可以減少人們的壓抑與憂慮，給人一種輕松愉快的感覺。幽默廣告將深層寓意包含在風(fēng)趣、機智和戲謔中，使人們在輕松愉悅的精神享受中不知不覺地接受對方觀點。

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

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

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

摘要：運用協(xié)整關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，對我國財政政策與實際經(jīng)濟變量之間的影響關(guān)系進行分析，我們發(fā)現(xiàn)：財政政策變量與實際GDP、私人投資存在顯著的協(xié)整關(guān)系，而且財政支出對實際經(jīng)濟在長期均衡關(guān)系上呈顯著的正向影響。而動態(tài)分析則表明，財政支出對實際經(jīng)濟、私人投資影響顯著，這意味著通過變動財政政策對穩(wěn)定經(jīng)濟可以在短期內(nèi)收到明顯的成效。關(guān)鍵詞：財政政策沖擊，動態(tài)效應(yīng)，私人投資，實際GDP一、引言從1998年以來，為了應(yīng)對亞洲金融危機、世界經(jīng)濟下滑以及國內(nèi)需求不足等問題，我國政府連續(xù)5年實施了積極的財政政策，包括：連續(xù)發(fā)行長期建設(shè)國債，大規(guī)模增加基礎(chǔ)設(shè)施投資；調(diào)整收入分配政策，擴大消費需求；擴大政府采購規(guī)模；調(diào)整稅收政策和財政支出結(jié)構(gòu)，鼓勵和擴大投資、消費和出口。這些政策的實施對我國經(jīng)濟增長起到了積極的效應(yīng)。但是，關(guān)于積極財政政策效果的討論一直沒有停止過，中國社科院財貿(mào)經(jīng)濟研究所課題組的研究表明，積極財政政策的實施對投資、消費和出口等方面都有明顯的拉動效應(yīng)，還有一些學(xué)者的究表明，積極財政政策對經(jīng)濟增長不僅沒有發(fā)生擠出效應(yīng)，而且有擠入效應(yīng)；但另外一些學(xué)者從債務(wù)的可持續(xù)性以及財政的穩(wěn)定性出發(fā)，指出過度積極財政政策的實施會對經(jīng)濟的長期穩(wěn)定和增長構(gòu)成威脅。對于宏觀經(jīng)濟的運行，經(jīng)濟學(xué)家們認為把宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)看成是一個動態(tài)的、隨機性系統(tǒng)的觀點是十分有益的，它是現(xiàn)在和過去各種沖擊的反應(yīng)，因此，按照這個觀點，向量自回歸(VAR)模型自然也就成為一個非常合適的實證分析工具。一些學(xué)者的調(diào)查表明，用VAR模型分析宏觀經(jīng)濟政策沖擊在國際上是一個相當有價值的方法，并且也取得了豐富的研究結(jié)果。鑒于此，本文利用向量自回歸模型(VAR)和基于VAR模型的協(xié)整檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等計量方法對財政政策沖擊動態(tài)效應(yīng)進行了分析。我們主要關(guān)注兩個問題：一是財政政策變量與實際經(jīng)濟、私人投資等的長期關(guān)系；二是財政政策沖擊的動態(tài)效應(yīng)。這兩個問題的研究，無論是對于政策實施效果的把握還是對政策目標的及時調(diào)整均有著重要的現(xiàn)實意義。二、財政政策效應(yīng)的理論分析財政政策效應(yīng)的理論分析可以概括為對凱恩斯主義和非凱恩斯主義政策含義的闡述。凱恩斯主義認為經(jīng)濟在達到充分就業(yè)水平前，總供給曲線是向上傾斜的，而在充分就業(yè)水平時，總供給曲線則是垂直的。在凱恩斯看來，不穩(wěn)定性是資本主義市場經(jīng)濟所固有的，經(jīng)濟低于充分就業(yè)的狀態(tài)可能持續(xù)相當長的時間。因此，凱恩斯認為以相機抉擇的財政政策和貨幣政策為手段的政府干預(yù)，能夠使這種總體不穩(wěn)定性得到糾正，并使經(jīng)濟在充分就業(yè)水平上保持穩(wěn)定。在凱恩斯的財政政策理論中，政府支出和稅收是兩個主要的政策手段。關(guān)于政府支出對實體經(jīng)濟的效果，凱恩斯主義以消費函數(shù)加以說明，認為當期消費決定于當期收入，這樣，政府支出的增加將導(dǎo)致居民收入的增加，收入增加又導(dǎo)致消費增加，而消費增加將再次導(dǎo)致收入的增加，因此，一次財政支出的增加將使收入呈倍數(shù)增加，即乘數(shù)效應(yīng)。乘數(shù)的大小取決于居民的邊際消費傾向、宏觀稅率、邊際進口傾向。貨幣主義認為經(jīng)濟的穩(wěn)定性是固有的，當經(jīng)濟受到某種干擾后會很快恢復(fù)到處于自然失業(yè)率水平的長期均衡，正統(tǒng)的貨幣主義者對積極的穩(wěn)定政策提出質(zhì)疑。弗里德曼(1957)的持久收入假說對稅收變化對刺激需求的作用提出了質(zhì)疑，認為消費依賴于持久的收入，而不是暫時的收入，由于稅收變化并不影響持久收入，因而至多只有微弱的乘數(shù)效應(yīng)。因此，在弗里德曼看來，財政政策只在短期內(nèi)能夠影響產(chǎn)量和就業(yè)，但就長期而言，財政擴張不過代替和擠出了某些私人部門的投資，實際收人仍保持不變的自然率水平上。70年代新古典主義者發(fā)動了“理性預(yù)期革命”，他們的財政政策含義是，財政赤字的擴大，政府將來必然會增加稅收，彌補赤字。如果民間經(jīng)濟主體是理性的，并且信息是完全的，消費者就會抑止當前的消費，將收入儲蓄起來，留到將來政府增加稅收時用來交稅，消費者這種理性的行為將降低財政政策的效果。從上面的分析可以看出，凱恩斯主義者對積極財政政策效應(yīng)持的是肯定態(tài)度，而非凱恩斯主義雖然承認財政政策具有短期效應(yīng)，但對長前效應(yīng)卻持有否定的觀點，尤其是貨幣主義認為長期上財政擴張不過是擠出了私人部門的投資。顯然這些不同的政策主張只能通過實證分析來加以檢驗。三、我國財政政策沖擊效應(yīng)的動態(tài)分析我們選擇四個變量：實際GDP(用符號Yt表示)、財政支出(GIt)、宏觀稅收(Tt)和私人投資(PIt)。其中宏觀稅收(Tt)用各種稅收總額作為變量，私人投資(PIt)用按投資資金來源分類的統(tǒng)計報表中自籌資金、企事業(yè)單位自有資金、銀行貸款、債券和其它來源資金合計作為變量。這些變量均采用季度時間序列，樣本范圍為1998年第1季度到2003年第4季度，樣本數(shù)據(jù)來自國家信息中心的數(shù)據(jù)中心網(wǎng)站和《中國人民銀行統(tǒng)計季報》，部分數(shù)據(jù)是通過把月度數(shù)據(jù)折算為季度數(shù)據(jù)得到的。這里只用了6年24個季度數(shù)據(jù)，主要是受限于投資資金來源的詳細月度數(shù)據(jù)在統(tǒng)計報表中僅從1998年開始的，而沖擊反應(yīng)分析不宜用年度數(shù)據(jù)的結(jié)果。上述各序列均采用X11季節(jié)調(diào)整程序進行了季節(jié)調(diào)整，并進行了對數(shù)變換。1．單位根檢驗、協(xié)整關(guān)系檢驗由于VAR模型的分析結(jié)果嚴格依賴于隨機擾動項為白噪聲序列這一假設(shè)條件，因此，我們首先必須對各序列進行單位根檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗。并且，通過協(xié)整檢驗我們也可以對所考察變量之間的長期均衡關(guān)系進行研究，這也是本文的目的之一。表1給出了單位根檢驗的ADF統(tǒng)計量、PP統(tǒng)計量和1%水平的臨界值，根據(jù)表1的結(jié)果可知，在1%的顯著水平下，4個時間序列均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，因此，這4個變量在水平值上都是非平穩(wěn)的，我們繼續(xù)對這4個時間序列的1階差分進行單位根檢驗，可以發(fā)現(xiàn)這4個變量都是差分平穩(wěn)的(檢驗結(jié)果略)。因此，可以判斷所考察的4個時間序列都是1階單整的。下面我們對這4個變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，設(shè)四維隨機向量為：Xt=(Yt，GIt,Tt，PIt)''''，它的P階VAR模型為：其中εSt是無序列相關(guān)的殘差序列，T是樣本容量?？梢詫⑸鲜瞿Ｐ捅硎緸椋喝绻鲜瞿Ｐ椭芯仃嚒鞘墙抵鹊?，即0<rank(∏)=r<4，則稱向量Xt的各個分量之間是協(xié)整的，這時存在列滿秩矩陣α4×r，和β4×r，使得∏=α4×rβ4×r''''。這時稱民：，矩陣的每一列為協(xié)整向量，即它們作為系數(shù)可以使得p，x是平穩(wěn)的。我們利用基于VAR模型的Johansen特征根檢驗判斷隨機序列之間的協(xié)整性，并且獲得顯著性最高的協(xié)整組合。表2給出了變量Yt，GIt，Tt，PIt的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果(僅給出了第一、第二大特征根)。從表2的檢驗結(jié)果可知，在1%的顯著水平下協(xié)整秩為1，即存在一個顯著的協(xié)整向量，將協(xié)整向量標準化(取第一個分量為單位1)后，可以得到如下協(xié)整關(guān)系：其中協(xié)整系數(shù)下面括號內(nèi)數(shù)值為標準差，ut為平穩(wěn)時間序列。由于經(jīng)濟時間序列的協(xié)整關(guān)系不僅可以有效地解決利用非平穩(wěn)時間序列建立模型所有可能產(chǎn)生的偽回歸問題，而且它一般具有明顯的經(jīng)濟含義，它表示這些變量之間存在著共同的趨勢，具有長期的均衡關(guān)系，因此，我們可以利用協(xié)整關(guān)系檢驗判斷變量Yt，GIt，Tt，PIt之間長期的關(guān)系。上述4個變量的協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果表明，在1%顯著水平下，變量之間存在著長期均衡的關(guān)系，這意味著實際GDP、財政支出、私人投資及宏觀稅收之間存在長期的相互作用關(guān)系。財政支出與實際GDP成正向變動，而且參數(shù)顯著，說明擴張性的財政支出對促進拉動經(jīng)濟較為有效，同樣私人投資也與實際GDP成正方向變化，而且相對財政支出對經(jīng)濟的拉動效應(yīng)更有效，而稅收和實際GDP成反方向變動，但參數(shù)不顯著，這說明稅收的變化對實際GDP的影響不明顯。自從1998年以來我國的財政支出一直呈上升趨勢，從上述的協(xié)整關(guān)系可以看出，這一政策的實施對解決國內(nèi)需求不足的問題是能夠得到統(tǒng)計檢驗支持的。但我們也發(fā)現(xiàn)，自1998年開始，宏觀稅率也一直呈現(xiàn)上升趨勢，即宏觀稅收相對于GDP上升速度更快，這必然會對積極財政政策目標的實現(xiàn)帶來一定的負面影響，不過從上述檢驗的結(jié)果看，這種影響不會很大。以上的長期均衡關(guān)系檢驗僅是本文目的之一，下面我們對財政支出沖擊的動態(tài)效應(yīng)進行分析，所采用的模型是基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解技術(shù)。2．財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)函數(shù)刻畫的是在擾動項上加上一個標準差大小的沖擊對內(nèi)生變量當前值和未來值所帶來的影響。對一個變量的沖擊直接影響到這個變量的本身，并且通過VAR模型的動態(tài)結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)給其它所有的內(nèi)生變量。由方程(1)得到的向量移動平均模型(VMA)為：其中Ψp=(Ψp,ij，為系數(shù)矩陣，p=0，1，…。則對yj的脈沖引起的yi的響應(yīng)函數(shù)為：Ψ0,ij，Ψ1,ij，Ψ2,ij，…。下面我們分別給財政政策變量一個標準差的沖擊得到的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)(單位：季度)，縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值，代表了財政政策沖擊造成的反應(yīng)。圖中的實線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值隨時間的變化路徑，兩側(cè)虛線為響應(yīng)函數(shù)值加、減兩倍標準差的置信帶。由于稅收沖擊對實際GDP影響較弱，脈沖響應(yīng)函數(shù)值在橫軸附近輕微波動，因此這里我們只給出財政支出沖擊對實際GDP、私人投資影響的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。[1][2][][]圖1是對財政支出的沖擊引起的實際GDP變化的響應(yīng)函數(shù)。從圖1中可以看出，當本期給財政支出一個沖擊后，實際GDP在前3期增長較快。這主要是因為在國民收入核算(SNA)的支出法中，投資是國民收入的一個主要部分的結(jié)果，由第3期到第4期開始快速回落，然后再緩慢上升，到第7期達到最大，并且呈現(xiàn)出長久效應(yīng)的特征。這段時期的效應(yīng)應(yīng)該是財政支出對實際經(jīng)濟的拉動效應(yīng)的真實體現(xiàn)，同時也說明了以基礎(chǔ)設(shè)施投資為主的財政支出存在滯后效應(yīng)?？傊?，在通貨緊縮時期，通過連續(xù)地給財政支出沖擊對解決內(nèi)需不足和促進實際經(jīng)濟增長是能夠得到統(tǒng)計檢驗支持的。圖2是由財政支出的沖擊引起的私人投資變化的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。從2中可見，當給財政支出一個沖擊后，在私人投資水平在前兩期呈下降特征，尤其是從本期開始到第2期呈快速下降，然后開始逐漸回升，到第5期到達最大值，然后逐漸回落，到第8期后又開始微微上升。對于上述現(xiàn)象，我們認為，短期的擠出效應(yīng)是由于政府在向企業(yè)、居民和商業(yè)銀行借款來實行擴張性政策時，增加借貸資金需求同私人部門資金競爭，從而導(dǎo)致了短期私人投資水平的下降結(jié)果。但是，由于我國近些年來的財政支出的重點是加大對基礎(chǔ)設(shè)施的投資，在國民經(jīng)濟發(fā)展較快時，如果基礎(chǔ)設(shè)施跟不上經(jīng)濟發(fā)展的需求，它就會對經(jīng)濟發(fā)展形成“瓶頸”制約，此時加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅可以改善投資環(huán)境，降低私人部門的投資成本，刺激私人投資。同時政府在基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的投資還會對與之關(guān)聯(lián)的鋼鐵、水泥、建材和部分機械制造業(yè)帶來輻射效應(yīng)，從而形成新的、有利的投資機會，這也會引致私人部門投資。當政府投資對私人部門投資的這種拉動效應(yīng)大于因政府投資導(dǎo)致利率上升的擠出效應(yīng)時，它就會在經(jīng)濟中綜合地表現(xiàn)為對私人投資的擠入效應(yīng)。因此，我們從圖2看到從第3期到第8期財政支出沖擊對私人投資具有明顯的拉動效應(yīng)。3．各變量對實際GDP和私人投資貢獻率分析下面我們利用方差分解技術(shù)來分析各種沖擊對實際GDP和私人投資的貢獻率。方差分解是Sims于1980年提出的一種描述系統(tǒng)動態(tài)的方法。脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對一個變量的沖擊效果，而方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差(MeanSquareError)分解成各變量沖擊所做的貢獻。通過將一個變量沖擊的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例，可以了解不同變量的相對重要性。方差分解模型為：其中，Ψa,ij是脈沖響應(yīng)函數(shù)σij，是白噪聲序列第j個分量的標準差，yit是自回歸向量的第i個分量，RVCij(S)表示第j個分量對第i個分量的方差貢獻率。方差貢獻率大小的經(jīng)濟含義是，如果RVCij(S)較大則意味著第j個分量對第i個分量影響較大；反之則反是。下面我們分別給出了各變量對實際GDP和私人投資的貢獻率的合成圖。橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：季度)，縱軸表示對應(yīng)于不同滯后期各變量的貢獻率。我們首先給出了各變量對實際GDP貢獻率的合成圖3，從中可以看出，如果不考慮實際GDP自身的貢獻率(自我累加效應(yīng))，則私人投資對實際GDP的方差貢獻率最大，而財政支出和稅收的貢獻率則較小，這個結(jié)果和我們的協(xié)整檢驗結(jié)果基本相同。說明私人投資對實際GDP拉動效應(yīng)較財政支出對實際GDP直接的乘數(shù)效應(yīng)要大得多，這也預(yù)示著財政支出政策的制定必須考慮對私人投資的間接影響，而不僅僅是財政支出自身對實際GDP的直接影響，這是把握財政政策效應(yīng)的一個關(guān)鍵問題。下面我們進一步分析各變量對私人投資方差貢獻率，在圖4中，如果不考慮私人投資自身的貢獻率，我們會發(fā)現(xiàn)對私人投資影響最大的是實際GDP，對這一點不難理解，即投資取決于收入。除此之外，宏觀稅收對私人投資影響比財政支出影響作用大。因此，通過上述方差分解分析，我們得到兩點啟示：1、考察財政政策效應(yīng)的關(guān)鍵是看對私人投資的影響，這也預(yù)示著財政政策的制定必須首先著眼于對私人投資的效應(yīng)；2、私人投資對宏觀稅收的敏感程度要相對高于對財政支出的敏感程度，這也是在政策制定時必須注意的一個問題。四、實證檢驗的基本結(jié)論通過季度時間序列，利用基于VAR模型的協(xié)整關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)，對我國財政政策與實際經(jīng)濟變量之間的長期均衡關(guān)系和動態(tài)影響進行了分析，得到以下幾點結(jié)論：首先，我們發(fā)現(xiàn)在實際GDP、財政支出、私人投資和宏觀稅收之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，其中財政支出和私人投資均對實際GDP具有顯著的正向影響，這和凱恩斯主義理論相吻合。但從長期看，宏觀稅收對實際經(jīng)濟的影響不顯著，這一點和非凱恩斯主義觀點相一致。因此，通過調(diào)整財政支出來穩(wěn)定經(jīng)濟的政策能夠得到統(tǒng)計檢驗支持。其次，脈沖響應(yīng)分析表明，擴張性的財政支出對于拉動實際經(jīng)濟具有明顯的長久效應(yīng)，但對私人投資在短期內(nèi)具有擠出效應(yīng)，這正是政府在向企業(yè)、居民和商業(yè)銀行借款來實行擴張性政策時，增加借貸資金需求同私人部門資金競爭，從而導(dǎo)致了短期私人投資水平的下降直接體現(xiàn)。但是從長期均衡關(guān)系上看，財政支出對私人投資則具有拉動響應(yīng)，這是政府以基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域為重點進行投資引致的私人投資增加與利率上升導(dǎo)致對私人投資擠出兩種效應(yīng)的綜合效應(yīng)。第三，通過對各變量對實際GDP和私人投資重要程度分析的表明，相對于財政支出，私人投資對實際經(jīng)濟的影響作用更大，而私人投資對宏觀稅收的敏感性要強于對財政支出。最后，根據(jù)本文的檢驗結(jié)論，針對目前我國宏觀經(jīng)濟局部過熱問題，政府通過調(diào)整財政支出結(jié)構(gòu)、減少部分基礎(chǔ)設(shè)施投入等宏觀調(diào)整政策是有理論根據(jù)的，而且在短期內(nèi)(2—3個季度)應(yīng)該有明顯成效。但是由于財政政策的乘數(shù)效應(yīng)相對于私人投資對實際經(jīng)濟的效應(yīng)小，因此，在由積極財政政策向穩(wěn)健財政政策轉(zhuǎn)變過程中，必須關(guān)注財政政策對私人投資的間接影響，而不是僅僅關(guān)注財政政策自身對實際經(jīng)濟的直接影響。除此之外，財政政策的調(diào)整還必須注意，由于我國幅員遼闊，各區(qū)域在基礎(chǔ)設(shè)施存量上的差異，財政政策效應(yīng)本身又存在區(qū)域非均衡特征，因此，在財政政策的調(diào)整上，不僅在各行業(yè)上應(yīng)該區(qū)別對待，實行“有保有壓”，而且在地區(qū)上也應(yīng)該實行“有保有壓”的財政政策，這樣才能保證政府提出的由積極財政政策向穩(wěn)健財政政策轉(zhuǎn)變的順利實現(xiàn)。

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

關(guān)鍵詞“3414”；油菜；肥效試驗；施肥模型；安徽黟縣

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

1材料與方法

1.1試驗概況

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

種質(zhì)資源是玉米育種的物質(zhì)基礎(chǔ)，長期以來育種家對現(xiàn)有種質(zhì)資源做了大量研究，選育了不少優(yōu)良品種，為玉米生產(chǎn)發(fā)展做出巨大貢獻。目前，我國仍存在育種用種質(zhì)基礎(chǔ)狹窄問題，改良、創(chuàng)新和拓展種質(zhì)資源仍然是當前玉米育種的主要方向［1～5］。理論和實踐證明［6～10］，輻射誘變育種是一種有效拓展玉米種質(zhì)基礎(chǔ)的途徑。誘變產(chǎn)生的突變率是自然突變率的100～1000倍，可導(dǎo)致基因突變、染色體結(jié)構(gòu)和數(shù)目的變異及細胞質(zhì)突變(葉綠體、線粒體等)，篩選出自然界尚未出現(xiàn)和很難出現(xiàn)的基因型［11］。強化輻射誘變技術(shù)的利用有望突破玉米育種瓶頸，選育出更加優(yōu)良的玉米自交系和雜交種。玉米自交系R08和48－2是四川農(nóng)業(yè)大學(xué)玉米研究所選育的近年在生產(chǎn)上利用廣泛的優(yōu)良骨干自交系，組配了川單14號、正紅2號等十多個優(yōu)良雜交種，為西南地區(qū)玉米生產(chǎn)發(fā)展做出了重要貢獻。育種實踐證明，這2個玉米自交系具有優(yōu)良的遺傳基礎(chǔ)，為此，四川農(nóng)業(yè)大學(xué)農(nóng)學(xué)院利用60Coγ射線處理R08和48－2風(fēng)干種子，以期從中選育具有利用價值的新系，目前已育成101份新誘變自交系［12］。本研究以部分誘變系為材料，對誘變系主要農(nóng)藝經(jīng)濟性狀的配合力進行比較研究，進而評價這些新選系的育種利用潛力，為誘變系的進一步改良和利用提供理論依據(jù)。

1材料與方法

1.1供試材料

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

1.2試驗方法

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

1前言

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

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

如果真是反應(yīng)偏差造成，那么在自由回憶范式中就不應(yīng)該有近因向首因轉(zhuǎn)換。假如這種效應(yīng)是獨立于刺激材料和范式的記憶的一個基本特征，那么在自由回憶的范式中也應(yīng)該有近因向首因轉(zhuǎn)換。因此本研究試圖探討自由回憶范式是否存在近因向首因轉(zhuǎn)換的現(xiàn)象。此外，對具有形音義結(jié)合體特征的漢字是否具有近因向首因轉(zhuǎn)換也是感興趣的問題。由于這兩個變量都是以往研究中沒有涉及的，故在材料類型中也選用了英文大寫字母，便于對兩種變量加以區(qū)別。

2材料和方法

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

摘要：在當今社會中，無論是經(jīng)濟的穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展，還是社會結(jié)構(gòu)的變革與適應(yīng)，都離不開保險業(yè)的作用。隨著市場的擴大和人們思想觀念的轉(zhuǎn)變，保險業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效應(yīng)、社會穩(wěn)定及協(xié)調(diào)發(fā)展效應(yīng)愈加明顯。文章從保險業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效應(yīng)和社會效應(yīng)兩方面對山西保險業(yè)發(fā)展的功能進行了評述。

關(guān)鍵詞：保險業(yè)經(jīng)濟效應(yīng)社會效應(yīng)山西

在構(gòu)建社會主義和諧社會的過程中保險業(yè)大有作為。第一，發(fā)揮經(jīng)濟助推器的作用，通過風(fēng)險管理和損失補償，為人們的創(chuàng)新與發(fā)展提供有利支持，可以不斷增強全社會的創(chuàng)造活力。第二，發(fā)揮社會穩(wěn)定器的作用，通過養(yǎng)老和健康保障，保險可以解決人們生活的后顧之憂，促進社會的協(xié)調(diào)穩(wěn)定。

一、保險業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟效應(yīng)

1.經(jīng)濟補償效應(yīng)。保險是分攤意外損失的一種財務(wù)安排，通過向所有被保險人收取保險費來補償少數(shù)被保險人遭受的意外損失。因此，少數(shù)不幸的被保險人的損失由包括受損者在內(nèi)的所有被保險人分擔(dān)。作為一種集合和分散風(fēng)險的機制，隨著業(yè)務(wù)范圍的拓展和保險經(jīng)營技術(shù)的提高，經(jīng)濟補償效應(yīng)將逐步得到充分發(fā)揮。

近年來,自然災(zāi)害發(fā)生頻率較高，重大安全事故也時有發(fā)生，人民生命和財產(chǎn)多次遭受重大損失，保險業(yè)義不容辭地擔(dān)負起了經(jīng)濟補償?shù)闹厝?，為?zāi)后重建、恢復(fù)生產(chǎn)貢獻了自己的力量。特別是在1998年特大洪災(zāi)和2003年非典、2005年禽流感及重大煤礦事故中,保險業(yè)及時賠付，有效地恢復(fù)了生產(chǎn)和安定了人民生活。同時，越來越多的企業(yè)、個人把商業(yè)保險作為養(yǎng)老、醫(yī)療保障和企業(yè)風(fēng)險管理的重要手段。據(jù)統(tǒng)計，2004年山西省保險業(yè)支付各類賠款及給付保險金達到19.7億元，2005年達到20.08億元，2006年達到25.27億元，2007年達到52.5億元。例如，2004年8月18日，大同合成橡膠集團發(fā)生的特大爆炸事故，生產(chǎn)線遭受嚴重毀壞。人保財險山西分公司接到報案迅速趕到現(xiàn)場。經(jīng)過初步查勘后，立即支付預(yù)付賠款400萬元。并于2004年12月24日經(jīng)公估機構(gòu)里算后，向大同橡膠集團支付賠款869.59萬元，使該受災(zāi)單位迅速恢復(fù)生產(chǎn)和經(jīng)營。2004年10月7日，山西運城虹橋旅行社承辦的旅游團發(fā)生嚴重車禍，造成3人死亡、8人重傷、12人輕傷的惡性事故，人保財險山西分公司支付旅行社責(zé)任險賠款125萬元。2008年3月9日，陽泉市平定縣山西海祥煤業(yè)有限公司井下發(fā)生了一起嚴重火災(zāi)事故，造成6名礦工窒息死亡。大地保險陽泉中心支公司接到報案后，加大理賠“綠色通道”的開放力度，及時支付保險賠款120萬元。