基于分层线性模型的流动人口社会融合影响因素研究（范文）

第一篇：基于分层线性模型的流动人口社会融合影响因素研究（范文）

基于分层线性模型的流动人口社会融合影响因素研究

摘 要：根据2012年全国流动人口动态监测结果和反映31个省市基本公共服务均等化的指标数据，建立分层线性模型从流动人口个体和省级层面考察影响流动人口社会融合的影响因素和作用程度的大小。研究发现，流动人口的社会融合不仅与个人因素有关，而且还受地区基本公共服务差异化的影响。个体层面从户口性质、就业状况、医疗保险、自我融入意愿、本地人接受程度、收入情况与住房条件解释流动人口社会融合差异的63.12%；省级层面从基础教育、医疗卫生、公共就业及基本社会保障解释流动人口社会融合的差异为36.83%。最后从政府、公民社会参与角度出发，提出促进流动人口社会融合的措施和建议。

关键词：流动人口；社会融合；分层线性模型；影响因素

中图分类号：C924.24 文献标识码：A 文章编号：1000-4149（2016）03-0062-11

Abstract：Based on the dynamic monitoring of floating population in 2012 and the index data of 31 provinces and cities，this paper investigated the factors and their effect all the social integration of floating population using hierarchical linear model.It is found that the social integration of the floating population is not only related to individual factors，but also to the influence of regional basic public services.At individual level，a series of factors like nature of hukou，employment status，health insurance，self integration，local acceptance，income and housing conditions，are analyzed to explain the differences of 63.12% in social integration of migrant population； at the provincial level，factors like basic education，health care，public employment and basic social barriers are considered to explain the 36.83% of difference in social integration of the floating population.Finally，from the perspective of government and civil society participation，the measures and suggestions of promoting the social integration of floating population are proposed.Keywords：floating population； social integration； hierarchical linear model； factors

一、研究背景

我国工业化、城镇化的快速推进带来了大规模的流动人口。改革开放以来，我国流动人口数量由1982年的687万增长到2013年的2.45亿，其中接近80%是农村户籍流动人口[1]。目前，我国已经进入了人口发展转变、经济社会转型的新阶段，大规模的人口流动迁移成为推动社会结构变动、利益格局调整、社会组织体系变化的重要因素。流动人口对经济社会发展作出了巨大贡献，也给社会管理和公共服务带来了巨大挑战。在城镇化过程中，如何使流动人口，特别是农业转移人口共享改革发展成果，融入所在城市，是我国经济社会发展中不能忽视的重大战略问题。同时，流动人口社会融合也是城市增强自身的包容性、推进基本公共服务均等化、提高社会管理和公共服务能力的过程。因此，促进流动人口社会融合是实现城乡居民共同富裕，促进社会全面发展的重要途径。

我国学者于20世纪90年代中期开始关注流动人口的社会融合，并围绕着该课题开展了大量的研究，本文主要归结为三类：第一类涉及流动人口社会融合问题的理论研究[2-7]；第二类涉及流动人口社会融合的测量[8-14]；第三类为流动人口社会融合的影响因素研究[15-21]。

在研究流动人口社会融合影响因素时，多数学者将其归结为城乡分割的二元户籍制度以及建立在户籍之上的一整套分配制度，认为制度因素是阻碍流动人口社会融合的关键因素。然而，也有一些学者认为社会资本及其形成的社会关系网络影响着流动人口融入城市生活。另外，还有一些学者指出城市居住环境和居住模式是造成社会融合困难的主要因素，也有学者认为城市居民对流动人口的接纳意愿影响着流动人口的社会融合。

1.制度因素与社会融合

制度的因素主要表现为排斥性的户籍制度，以及建立在其基础上的就业、医疗、分配及社会保障制度，它将社会上一部分人屏蔽在分享城市的社会资源之外[22]，形成了一种无形的制度屏障，使流动人口及其后代子女很难融入城市生活。王春光认为行业制度导致的非正规就业是造成融合困难的主要原因[16]。王桂新、罗恩立以及李涛、任远指出户籍制度所引起的就业、社会福利和社会保障等制度是制约农民工社会融入的主要因素[17，21]。侯亚非、张展新提出城乡分割体制的后遗症就是城市和社会排斥流动人口的社会融合[20]。

2.社会资本与社会融合

有些学者则认为社会资本是影响社会融合的主要因素，20世纪90年代中期，学者们将社会资本的概念引入流动人口的融合研究中。李培林调查发现，农民工的亲缘、地缘关系网络影响着农民工的生活与交往方式[23]。这种社会关系网一方面从经济和精神上支持农民工快速适应城市环境，另一方面也阻碍了其对城市的认同和归属[3]。任远、邬民乐指出社会资本影响着流动人口在城市的生活、发展和融合[24]。李树茁等及蔡禾、曹志刚也指出社会支持网络是影响农民工社会融合的重要因素，它涉及农民工自身交往的意愿和城市居民的接纳意愿两个方面[18-19]。

3.居住环境与社会融合

还有一些学者指出城市居住环境和居住模式是造成社会融合障碍的主要因素。康雯琴提出流动人口居住地带大多边缘化，居住质量差，且更换频繁，由此造成缺乏认同感[15]；徐琴则认为住房政策加剧了流动人口与城市人口的空间区隔[25]；王志理、王如松指出流动人口多以租房形式生活在城市中，改善流动人口家庭的居住条件能更好地促进流动人口的社会认同和社会融合[26]。尽管居住环境与流动人口的社会融合有一定的关联性，但是当前的户籍制度和社会排斥决定了流动人口的居住环境。

4.接纳意愿与社会融合

少量学者从城市居民对流动人口的接纳意愿角度研究其对流动人口社会融合的影响。杨菊华和任远、乔楠认为社会融合是一个互动的过程，在这个过程中，流动人口和城市居民要相互配合、相互适应[7，13]。宋月萍指出城市居民对流动人口的接纳意愿将直接影响甚至决定流动人口的社会融合意愿和行为[27]。

根据以上文献回顾可以发现，现有研究中主要存在的问题是：①概念界定不清，因此对流动人口社会融合及其影响因素的研究多样化，大量的学者从不同的角度研究了影响流动人口社会融合的因素，所得结论各有侧重。②在研究流动人口社会融合时，普遍的做法是采用因子分析法计算流动人口的社会融合指数，然后利用多元线性回归模型分析各因素的影响作用。这种做法将影响流动人口社会融合的各因素指标置于同一个层级进行考虑，但实际研究中往往取样的指标来自于不同的层级和单位，如流动人口的行为既受个体特征的影响，也受其所处环境、群体的影响，指标之间会出现嵌套关系。这种情况下，样本数据不再满足传统回归中对方差齐次性及个体间随机误差相互独立的假设前提，传统的多元回归分析可能会产生偏误与无效的估计标准误，并且会增加第一类误差与第二类误差。林德利（Lindley）和史密斯（Smith）提出的分层线性模型（HLM）[28]，能明确分析嵌套性质的数据，可以针对模型的任何一层进行统计分析和测量，并定义了某一层次的变量对另一层次变量之间关系所产生的影响，同时提供稳健的标准误估计值，是一种由不同层次的自变量解释同一变量的一体化模型。因此，为了克服传统研究中的不足，本文在构建流动人口社会融合的理论框架下，引入分层线性模型，目的是从个体和群体两个层面分析流动人口社会融合的影响因素，也是对目前仅从个体层面考虑流动人口的社会融合研究的一种补充。

二、理论基础与模型介绍

1.流动人口社会融合影响因素研究理论框架

（1）流动人口社会融合概念的界定。

社会融合的理论最早由帕克（Park）和伯吉斯（Burgess）于1921年提出，后经密尔顿（Milton）推动及完善，形成了融合论。他们认为社会融合就是“个体或群体相互渗透、相互融合的过程；在这个过程中，通过共享历史和经验，相互获得对方的记忆、情感、态度，最终整合于一个共同的文化生活之中”[29-30]。之后，对社会融合研究影响较深的还有多元文化论[31]和区隔融合论[32-33]。西方的社会融合理论更倾向于用文化融合、社会认同来解释国际移民的迁移和流动，但用来研究我国庞大的流动人口国内流动和社会融合存在明显的局限性。

我国学者对流动人口社会融合的理论研究较少，比较有代表性的观点有：田凯提出流动人口适应城市生活的过程实际上就是再社会化的过程，其过程中必备的三个基本条件是：第一，在城市中有相对稳定的职业；第二，具备参与当地生活条件的经济收入和社会地位；第三，通过与本地人接触，接受并形成与本地人相同的价值观[2]。朱力认为流动人口的社会融合包括三个层面：经济、社会和心理，层层递进，并且他指出融合并不是简单地同化[3]。任远、邬民乐认为社会融合是一个多维度概念，是个体与个体之间、不同群体之间、不同文化之间互相配合与适应的过程[24]。杨菊华认为流动人口的城市融合包括四方面：经济整合、文化接纳、行为适应、身份认同[7]。由于研究视角的不同，关于社会融合的理论至今没有统一的观点。本文认为，流动人口社会融合可以从社会排斥的对立面定义，是指流动人口在流入地获得均等的生存和发展机会，公平公正地享受公共资源和社会福利，全面参与政治、经济、社会和文化生活，最终实现社会接纳、身份认同和文化交融。

（2）影响流动人口社会融合的主要因素。根据流动人口社会融合的概念，并结合当代我国流动人口的特点，本文认为影响流动人口社会融合的主要因素可以分为两个层面：第一层，来自流动人口个体层面。2012年我国流动人口的平均年龄约为28岁，近六成的流动人口出生于1980年及以后[1]。其中，占据主体的新生代农村户籍流动人口，大多数生长在城市，基本不懂农业生产，即使经济形势波动，就业形势恶化，也不大可能返乡务农。与上一代流动人口相比，他们的思想观念、行为方式与城市居民更加接近。他们在城市工作不仅只是为了打工挣钱，还包括为了追求体面就业和发展机会。因此，个体层面上，主要影响因素包括经济因素、制度因素、社会因素、心理因素等。第二层，来自流动人口群体层面（本文中指流动人口所在地的省、自治区、直辖市），我国的流动人口由于区域、城乡、体制外在公共服务和社会保障方面的差异，使得他们基本脱离了户籍地但又没有真正地融入居住城市。社会融合这个概念，反映的是个体和群体之间、不同群体之间的凝聚力、互动关系及享受服务和发展机会的状况。大量的文献资料指出影响流动人口社会融合的核心因素还是户籍制度及其背后的社会福利和保障体系，只有真正实现基本公务服务均等化，流动人口在流入地能公平公正地享受公共资源和社会福利，全面参与政治、经济、社会和文化生活，才能实现流动人口从“外在市民化”转向“内在市民化”。因而，本文将选择区域基本公共服务均等化作为群体层面上的影响因素。

2.模型介绍

分层线性模型是一种跨层次的统计模型。当数据存在于不同层级时，先以第一层级的变量建立回归方程，然后把该方程中的截距和斜率作为因变量，使用第二层数据中的变量作为自变量，再建立两个新的方程。通过这种处理，可以探索不同层级变量对因变量的影响。分层线性模型的基本形式主要有零模型、完整模型、协方差模型、随机效应回归模型、发展模型等。本文以简单二层完整模型形式介绍分层线性模型的构造，既包含了第一层的预测变量，又包含了第二层的预测变量，可以通过理论构建来说明解释因变量的总体变异是怎样受第一层和第二层因素影响的模型称为简单二层完整模型。其他形式的模型均根据研究需要从简单二层完整模型转化而来。

因此，在第一层模型中，可以检验出第一层变量和第一层变量间的关系，而在第二层模型中，可检验出第二层变量与第一层变量间的关系，以及第二层变量如何调节第一层变量间的关系。

三、数据说明与指标选择

本文研究数据来源于两个方面：第一层关于流动人口的个体调查数据来自2012年原国家人口和计划生育委员会的全国流动人口动态监测数据，该调查采用分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法进行，共调查31个省市共计样本容量158556人，男性65797人，女性62201人，年龄分布为15-59岁劳动年龄的流动人口。第二层以各省表示流动人口所嵌套的群体，数据来自于《2013年中国统计年鉴》等。

1.第一层指标选择

流动人口社会融合的研究角度有很多，按照本文定义，从社会排斥的对立面可采用主观融合意志和客观融合表现进行反映。主观融合意志表现为流动人口的心理融入，客观融合可以通过流迁意愿表现。由于客观的融合表现体现出了流动人口向外流迁的主动性与积极性，是流动人口成功融入当地社会的基础与直接反映，因此，本文选择表征流动人口客观融合的流迁意愿作为因变量。该变量是分类变量，通过全国流动人口监测问卷中“如果没有任何限制，您是否愿意把户口迁入本地？”题项的调查数据来表示，其回答选项分别为“愿意”、“不愿意”、“没想好”，依次赋值为1、2、3。

第一层中的影响因素为经济因素、制度因素、社会因素、心理因素等。因而根据调查结果，预测变量选择户口性质、就业状况、收入情况、医疗保险、居住状况、自我融入意愿和本地人的接受程度。其中，户口性质是定类变量，通过问卷中“您的户口性质是”题项的调查数据取得，回答选项为“农业”、“非农业”及“其他”，依次赋值为1、2、3。就业情况是分类变量，通过问卷中“您目前在本地的就业状态是”题项调查获得，回答类别为“就业”、“失业”、“无业”、“操持家务”、“退休”，分别赋值1、2、3、4、5。收入状况是连续性变量，通过调查中“您家在本地每月总收入多少钱”题项取得，该值越大表明收入越高。医疗保险是分类变量，通过问卷中“您在本地是否享有城镇职工医疗保险”题项得到，回答为“是”、“否”、“不清楚”，分别赋值为1、2、3。居住状况为分类变量，通过问卷中“您现住房属于下列哪种性质”题项得到，回答选项为“租住单位雇主房”、“租住私房”、“政府提供廉租房”、“单位雇主提供免费住房”、“借住房”、“就业场所”、“自购房”、“自建房”、“其他非正规居所”，合并后分为两项：租房（包括“租住单位雇主房”、“租住私房”、“政府提供廉租房”、“单位雇主提供免费住房”、“借住房”、“就业场所”、“其他非正规居所”）和自有房（包括“自购房”及“自建房”），分别赋值为1、2。自我融入意愿为四元定序变量，通过问卷中“我很愿意融入本地人当中，成为其中的一员”题项调查获得，回答选项分别为“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”、“完全同意”，按照同意程度的不同依次赋值1、2、3、4，分值越高表明自我融入意愿越强烈。本地人的接受程度是四元定序变量，通过问卷中“我觉得本地人愿意接受我成为其中一员”题项调查得到，回答类别为“完全不同意”、“不同意”、“基本不同意”、“完全同意”，按接受程度的不同依次赋值1、2、3、4，分值越高表明本地人接受流动人口成为其中一员的意愿越高。

2.第二层指标选择

第二层是流动人口个体嵌套的群体层面，根据前面所述，选择区域基本公共服务均等化指标作为群体层面上的预测变量。《国家基本公共服务体系“十二五”规划》中提出，基本公共服务均等化是指全体公民都能公平可及地获得大致均等的基本公共服务，该规划同时确定了公共服务的范围为公共教育、基本社会服务、医疗卫生、人口计生、住房保障、公共文化等领域。以此规划作为指导，并结合安体富、任强，刘成奎、王朝才，王新民、南锐，武力超等提出的公共服务均等化指标体系[34-37]，本文采用了基本公共教育、基本医疗卫生、公共就业服务、基本社会保障四个方面共30个指标来建立公共服务均等化指标体系，具体情况如表1所示。

将表1中的逆向指标通过取倒数的方式正向化，然后把各单项指标标准化，再使用SPSS 20.0软件作因子分析，计算基础教育、基本医疗卫生、公共就业和基本社会保障四个方面指标的综合得分，并将此作为第二层，即群体层面上的预测变量来进行后续的研究。

四、基于分层线性模型的流动人口社会融合影响因素实证分析

根据以上分析，流动人口社会融合影响因素的HLM模型可以写作：

首先，将第一层和第二层预测变量先进行标准化处理，然后建立第一层变量的随机回归模型，根据第一层变量回归分析的显著性检验结果，确定第一层变量在第二层上差异是否显著。如果差异显著，则需要选择第二层上的变量建立回归模型作进一步分析；如果差异不显著，就没有必要进行第二层面的分析。本文采用HLM 7.0软件进行分层线性模型的分析，结果如表2。

第二篇：关于分层线性模型样本容量问题的研究

关于分层线性模型样本容量问题的研究

张璇 王嘉宇

2011-12-13 14:33:23 来源：《统计与决策》(武汉)2010年15期第4～8页

内容提要：文章运用Jackknife和Boostrap的方法，对参数估计的方差进行改进，构造了合适的参数估计的置信区间。通过样本组数和组内个体数的变化，利用数据模拟的方法进行研究，表明参数估计的可靠性很大程度上依赖于组数；对于固定效应参数，组数取30就可以得到可靠的估计值。对于σ和方差协方差成分T，组数分别取50和70才能得到可靠的估计。

关键词：分层线性模型 参数估计的覆盖率 Jackknife Boostrap 数据模拟

作者简介：张璇(1979-)，女，湖南湘潭人，中国人民大学统计学院博士研究生，讲师，研究方向：统计模型及其计算、计量经济学（北京100084）；王嘉宇，卡尔斯塔德大学国民经济与统计系，乌普萨拉大学信息科学与统计系（瑞典65188）。

1研究背景

很多社会研究都涉及分层数据结构，例如，经济学家探求在多个国家中经济政策是如何影响居民的消费行为，研究采集的观测数据不仅包括以国家为层次的经济指标，还包括以家庭为单位的信息，因此整个观测的数据结构是分层的。此时，同属一个层次的个体之间的相关性会大于来自不同层次的个体之间的相关性，整个观测样本就不再具有独立同分布性质，如果继续使用经典的线性回归模型，就会得到有偏的参数估计和错误的统计推断结果。近年来，随着分层线性模型统计理论的发展，一套完整的应用于分层结构数据的统计推断方法已经建立起来，并且能得到有效的参数估计。

分层线性模型(hierarchical linear models)的称谓最早由Lindley和Smith(1972)[1]提出。这个模型在不同的研究领域有不同的称呼，在社会学研究中，它经常被称为多层线性模型(multilevel linear model)；在生物统计研究中常用的名字是混合效应模型(mixed-effects models)和随机效应模型(random-effects models)；计量经济学文献称之为随机系数回归模型(random-coefficient regression models)等。

模型的一般形式为：

目前比较常用的分层线性模型的估计方法有极大似然法(ML)，约束极大似然法(REML)(Littell，1996)[2]和完全贝叶斯法(Full Bayes)。理论研究表明，大样本情况下ML和REML得到的参数估计都是一致最优估计量，但是在样本较小的情况下，REML在估计方差协方差成分确定性，因此REML比ML得到了更可靠的和T时，考虑了固定效应系数γ的不

和T的估计值。Full Bayes考虑

了所有辅助参数的不确定性，因此理论上得到的参数估计较ML和REML更可靠，但是此估计方法需要运用MCMC算法，很多情况下，并非能得到一个收敛的Markov链，当分层线性模型形式较复杂时（如待定参数向量增多、层数增加等），Full Bayes方法相当复杂。因此很多统计软件采用ML和REML估计分层线性模型，本研究采用REML方法估计。

由于ML和REML方法估计的前提假设都是样本量要足够大，因此样本量较小时，这两种估计都是有偏的，由此得到的参数置信区间和假设检验都是不可信的。因此，分层线性模型样本量问题的研究是一个重大课题，近十几年来，很多的学者都致力于这方面的研究。Bryk和Raudenbush(1992)[3]很早就指出，可以凭借OLS回归的经验法则：增加一个解释变量至少需要增加10个观测样本，联系到分层线性模型的估计，增加一个层2的结果变量（层1模型中待定的随机参数）至少需要增加10个观测样本，这个准则只是OLS回归经验法则的平移，并没有清楚回答模型要得到较好估计所需的最小样本量问题。Kim(1990)[4]在研究分层线性模型斜率参数估计的时候，发现当组数较少而组内的观测值相对很大时，固定效应和随机效应的估计会产生很大的偏差，但是Kim的研究在相同的条件下，只进行了50次模拟计算，因此结果不太可靠。Mok(1995)[5]的研究也得出了类似Kim的结论，并且他进一步指出参数估计的偏差和效率更大程度取决于样本中的组数大小。Busing(1993)[6]指出当组数超过300时，随机效应的估计才是无偏的。Kreft(1996)[7]运用模拟技术探讨了分层线性模型的势，建议30/30准则，即30个组，每组30个观测值可以得到较可靠的估计。Hox(1998)[8]在Keft(1996)之后更详尽阐述表明，50组，每组20个观测值可以使交互效应得到较可靠的假设检验；100组，每组10个观测值可以较可靠进行随机效应的假设检验。另外Bliese(1998)[9]明确指出组内相关系数(ICC)与样本量相互联系。Snijders和Bosker(1999)[10]阐明对于较大的ICC值，增加组数也不会得到一致的标准差的估计。Mass和Hox(2005)[11]针对不同的层1和层2样本量进行了模拟研究，结果表明层2的样本数小于50，会导致有偏的协方差成分估计。

纵观以上研究，其方法主要是运用数据模拟的方法，针对不同层

1、层2样本量的组合，估计分层线性模型，比较固定效应、随机效应和方差协方差成分的估计值。在计算机发展日新月异的今天，进行模拟计算简单易行，应用广泛。但是对于此类问题，以往研究存在许多问题：①大部分研究考虑的是参数估计的准确性，只有很少的一部分重视估计的标准差的准确性。②许多研究在讨论估计参数假设检验或构造置信区间时，想当然的运用了大样本的近似理论，即参数估计近似服从正态分布，但是实际上，在样本量较小时，分层线性模型的参数估计值，尤其是方差协方差成分的估计值并非服从正态分布(Raudenbush(1984))。

2研究方法

本研究仍采用数据模拟的方法，用R语言编译计算程序。另外，研究采用简单的两层模型，每层模型各有一个解释变量：

在数据模拟过程中，研究分别改变组数，组内个体数和组间相关系数ICC，在样本变化的条件下，构造参数估计的置信区间，计算置信区间覆盖真实参数的覆盖率来考查估计值的分布情况。①组内个体数取值为5，30，50，ICC取值为1，2，3，考察组数从5至100改变情况下，估计值的分布如何变化；②组数取值为30，50，100，ICC取值为1，2，3，考察组内个体数从5至100改变情况下，估计值的分布如何变化。

在构造置信区间时，以往研究直接将方差用近似标准差代替，构造正态分布的置信区间，而本研究用另外一种方法计算参数估计的标准差。

R程序lme4程序包中的lmer命令可以提供分层线性模型的计算，它提供固 定效应系数和方差协方差成分的估计值，以及固定效应系数估计的标准差，但是不提供方差协方差成分估计的标准差，lmer命令的编写者Doug Bates(2008)表示，第一，方差协方差成分估计的标准差的计算是非常复杂的，很多情况下，估计值已经在参数空间以外，即便是估计出来，也是无意义的，因此有些软件（如SAS）提供标准差也并不可靠。第二，当参数分布差不多是对称的情况下，提供参数估计的标准差才是有意义的，因为可以由此构造置信区间。

Harvey Goldstein(1999)提到，样本不是很大的情况下，如果随机扰动项不再服从正态分布，分层线性模型的固定效应和随机效应的估计仍然是一致的，但是其估计的标准差不能用来构建置信区间和进行显著性检验。一种替代的方法是运用密集计算中的Jackknife和Bootstrap计算估计的标准差，由Jackknife和Bootstrap理论可知估计的标准差可以利用正态分布构建置信区间和进行显著性检验。

3研究步骤

3.1模拟数据的生成(4)讨论覆盖真实值情况：如果以上的置信区间确实覆盖了真实值，则取值为1；否则取0。

(5)计算覆盖率：重复第一步至第四步1000次，统计覆盖次数，计算覆盖率。

(6)在不同样本量情况下，考察覆盖率随样本量如何变化。固定n(=30，50，100)，p(=1，2，3)，N从5到100变化；固定N(=5，30，50)，p(=1，2，3)，n从5到100变化。

3.2.2运用参数Bootstrap方法

和Jackknife方法相比，参数Bootstrap方法步骤(2)中有差异，它将(2)分成以下几步。

构造置信区间和覆盖率的计算和Jackknife的过程一样。

4研究结果

4.1固定效应和方差协方差成分的置信区间覆盖情况

由于不论是Jackknife还是Bootstrap方法，运算量都是非常大的，因此我们先考察在组成样本三个条件N，n，p取不同值的组合下置信区间的覆盖情况。

4.1.1Jackknife方法

表1的结果表明，当N=5时，计算的覆盖率都离95%较远，这时若n的取值较大，如n=100，覆盖率会相对提高，但是方差协方差成分中的覆盖率还是很低，这说明分层线性模型的估计很大程度上依赖于N的个数。如果仅仅考虑参数点估计，当N的取值很小，即使n取值很大，的估计值也不能收敛，因此存在某个整体较大的样本量（较大的n和较小的N），方差协方差成分的估计是相当不可靠的。另外从表1中，还可以看出组内相关系数(ICC)的改变对置信区间的覆盖率没有太大影响。

当N达到30，n达到30时，固定效应和的估计是比较可靠的，其覆盖率基本上达到93%，只有三个值小于93%；但是此时对于仍然偏低，只有个别能达到93%以上。

表1N，n，p不同取值的组合下，Jackknife和Bootstrap方法计算参数95%置信区间覆盖率(%)

注：“J”表示Jackknife法得到的覆盖率；“B”表示Bootstrap法得到的覆盖率。

4.1.2Bootstrap方法

而言，大部分的覆盖率

和Jackknife相比，Bootstrap方法得出的结论很相似，但是对于N较小的时候，可以清楚地看到ICC的值越大，其95%的置信区间的覆盖率越小；另外对于σ的估计和Jackknife不一样，当N=5时，只要提高组内的样本量n，例如当n=100时，其95%的置信区间的覆盖率的均值为94.5%；当n=30，N=5,95%的置信区间的覆盖率的均值也达到93%，这说明σ的估计依赖的是整个样本容量，若组数稍小时，可以通过增加组内的个体数，提高估计的可靠性。

从以上的分析可以看出，Jackknife和Bootstrap方法只是在样本组数较小时有差异，而且其差异主要表现在σ的估计上，这种差异来源于这两种方法计算时再抽样的过程不同，当然这种Parametric Bootstrap的方法在样本组数较小时优于Jackknife的方法，但当样本数增加时区别不大，而Parametric Bootstrap的计算量远远超过Jackknife的计算，因此本研究下面的分析，当n和N连续的变化时，我们考虑Jackknife的计算方法。

4.2N从5到100变化时参数估计置信区间的覆盖率

现在考虑n取30，50，100；ICC取1，2，3的不同组合，N从5到100变化。因为ICC的变化对覆盖率的影响不大，因此以下的覆盖率均为ICC三种取值下的平均覆盖率。另外，为了考察覆盖率的可接受性，我们利用随机模拟的方法建立相应样本量下的覆盖率的置信区间（利用随机数均值覆盖率的置信区间），构成了相应的置信带。

4.2.1固定效应

以为例，其他三个固定效应的变化情况相似。从图1清楚地看到，当N取值很小时（如N=5，10），固定效应的覆盖率是很低的；当N达到35时，三种情况下的覆盖率都进入了置信带。

4.2.2方差协方差

考虑σ和的变化参照

。①σ的估计情况；当N很小时（如N=5,10），标准差σ覆盖率远远低于置信带的下界；随着n的增加，有更多的覆盖率进入置信带，平均当N达到50时，三种情况下的覆盖率完全进入置信带。②计情况：的估的覆盖率在n的三种取值情况下，都比固定效应γ和标准差σ相对应的覆盖率低，因此N从5变化至100时，只有较少的部分进入置信带，对于n的三种取值，N达到70时，覆盖率几乎完全进入置信带。对于较小的N，随着n的增加，参数覆盖率更靠近置信带。因此对于τ的估计，可以通过n的增加得以改善。

4.3n从5到100变化时参数估计置信区间的覆盖率

现在考虑N取5，30，50；ICC取1，2，3的不同组合，N从5到100变化。因为ICC的变化对覆盖率的影响不大，因此以下的覆盖率均为ICC三种取值下的平均覆盖率值。另外，为了考察覆盖率的可接受性，我们利用随机模拟的方法建立相应样本量下的覆盖率的置信区间（利用随机数均值覆盖率的置信区间），构成了相应的置信带。

4.3.1固定效应

以为例，其他三个固定效应的变化情况相似。图4（见下页）清楚地表明，N为5时，不论n如何增加，参数置信区间的覆盖率都远离置信带；当N取30时，只有两点在置信带外；当N取50时，整条覆盖率连线全部进入了置信带。

图1n的不同取值下

图2n的不同取值下σ的95%的置信区间覆盖率

图3n的不同取值下

图4N取5，30，50时，4.3.2方差协方差 的95%的置信区间覆盖率 的95%的置信区间覆盖率 的95%的置信区间覆盖率

考虑σ和，的变化参照。①σ的估计情况。图5显示出，N为5时，不论n如何增加，参数σ置信区间的覆盖率都远离置信带；当N取30时，大部分的覆盖率都进入了置信带；当N取50时，除一点外，整条覆盖率连线全部进入了置信带。②的估计情况。图6表明的估计和固定效应参数与σ有很大差别，当N取50时，还有很多覆盖率在置信带以外，这表明对于方差协方差成分的估计N为50是不够的。结合图3，我们可以看到对于方差协方差成分的估计，N达到70或者更多才可靠。另外，图6还显示了一个有趣的现象，当N取30和50时，较小的n（比如n＜20）的覆盖率稳定地进入了置信带，而较大的n（例如：30＜n＜90）的覆盖率反而在置信带以外，这表明这时较小的n的参数估计比较大的n更可靠。

5研究结论

从以上的深入分析中，我们可以看到分层线性模型估计的可靠性与样本中的组数，组内个体样本数的取值有密切关系，总结如下：

(1)样本中的组数N。分层线性模型估计的可靠性很大程度上依赖于N的取值，随着N的增加，固定效应，方差协方差成分的参数估计的95%的置信区间的真实覆盖率能够进入置信带。当N较小时（如N=5），无论n如何增加，所有参数估计都不可靠，其覆盖率远远低于95%的置信带。对于固定效应参数γ的估计，N取30就可以得到可靠的参数估计。对于参数σ的估计，N取50，才能使其得到可靠的估计，方差协方差成分T的可靠估计需要N的取值达到70以上。

图5N取5，30，50时，σ的95%的置信区间覆盖率

图6N取5，30，50时，(2)组内个体样本数n。在N固定的情况下，随着n的增加，所有参数估计的可靠性都没有明显得到改善，即覆盖率连线没有明显的上升趋势。另外当N取值为30和70之间时，对于较小的n(n＜20)，比较大的n的参数估计更可靠。

参考文献：

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[5]Mok, M.Sample Size Requirements for 2-level Designs in Educational Research[C].Working Paper, 1995.[6]Busing, F.M.T.A.Distribution Characteristics of Variance Estimates in Two-level Models[M].Netherlands: Psychometric and Research Methodology, Leiden, 1993.[7]Kreft, I.G.G.Are Multilevel Techniques Necessary? An Overview, Including Simulation Studies[C].Working Paper, 1996.[8]Hox, J.Multilevel Modeling: When and Why.In R.Mathar & M.Schader, Classification, Data Analysis, and Data Highways[M].Berlin, Germany: Springer-Verlag, 1998.[9]Bliese, P.D.Group Size, ICC Values, and Group-Level Correlations: A Simulation[J].Organizational Research Methods, 1998,1(4).[10]Snijders, T.A.B., Bosker, R.J.Multilevel Analysis: An Introduction to Basic and Advanced Multilevel Modeling[M].Thousand Oaks, CA: Sage, 1999.[11]Mass, C.J.M, Hox, J.J.Sufficient Sample Sizes for Multilevel Medeling[J].Methodology, 2005,1(3).^

第三篇：流动人口社会融合示范社区宣传册

流动人口社会融合示范社区宣传册

一、什么是流动人口社会融合

流动人口社会融合是指流动人口与流入地常住人口及接触的环境关系融合。促进流动人口社会融合，有利于当地社会、政治、经济的发展和和谐社会的建设。

二、我县流动人口社会融合今年的目标是什么？

创建北城、车站两个市级流动人口社会融合示范社区，加强和创新流动人口服务管理，促进流动人口与我县居民和睦相处、和谐发展。

三、开展流动人口社会融合示范社区创建的目的是什么 按照“环境优美、设施齐备、功能完善、服务均等”的要求，改造提升现有的服务阵地、服务设施，实现计划生育等基本公共服务均等化，提升流动人口家庭发展能力。

四、流动人口社会融合服务阵地的标准是什么？

社区计划生育服务阵地面积不小于30平方米；配备专门工作人员1-2名，建立相关制度；配备B超仪、乳透仪、检查床等计划生育技术服务基础设备；配备电脑，连接网络，建立流动人口信息平台；建立流动人口网络视频聊天室，流动人口可在此与家人进行视频对话；设置计划生育药具柜、图书角；配备急救药箱等基础应急设备。

五、示范社区应完善哪些流动人口服务设施？

社区“一站式”服务平台面向包括流动人口在内的所有人员提供公共服务，有条件的要建立文体活动中心和教育培训中心，设立影视室、多功能室、阅览室、绿色网吧、篮球场等，丰富入住人员的精神文化生活。完善社区人口信息采集、更新和部门信息共享机制，加强流动人口服务管理信息系统的开发应用，确保信息准确率达到95%以上。

六、社区应为流动人口营造什么样的居住生活环境？ 积极营造卫生、舒适、整洁的居住环境，确保入住的流动人口有良好的居住条件，加大日常环卫保洁力度，做到专人负责卫生整洁，户外无暴露垃圾，无乱搭乱建、无乱堆乱放、无乱牵乱挂。

七、社区应为流动人口提供哪些基本公共服务？

在子女教育、就业、卫生、社保等方面使流动人口与本地居民享有同等的公共服务机会，积极开展社会救助活动，解决流动人口生产、生活中的实际困难。

八、社区应健全什么样的流动人口社会参与机制？ 建立有计划生育协会和社会融合促进会，创造条件鼓励流动人口积极参与社区事务，流动人口超过10%的，社区自治要有流动人口代表，鼓励流动人口加入或成立社区各类群众组织，建立健全流动人口利益表达机制。招募社会融合志愿者，开展结对帮扶服务、建立流动人口与户籍居民人口联谊制度，增进友谊和了解。

九、通过什么方式宣传流动人口社会融合？ 要通过各种形式积极宣传流动人口社会融合的理念，主要有：流动人口享有的各项权利和优惠政策、各种便民措施、解决实际困难问题的信息等，增强流动人口融入意识，加强地区认同，开展“如果我是新市民”等演讲活动，共同营造一个开放平等的社区环境，促进流动人口的社会融入。

第四篇：住宅价格波动影响因素模型分析

住宅价格波动影响因素模型分析关于住宅市场波动的成因,国外学者从不同的角度进行了 研究。Harwood(1977)认为经济变化、人口迁移、基础设施、人口

出生率、银行贷款、政府等因素均会引起房地产周期波动。

Stephen A.Pyhrr等人(1982)认为房地产周期波动从根本上说是

由供求变动决定的。Crenadier(1995)认为,需求不确定性、物业改

善成本、建筑工程的时滞是房地产周期波动的主要成因。John M.Quigley(1999)则对几种主流的房地产周期解释模型进行了综合检验,认为预期模型的解释能力要高于基本经济条件模型,而将

两者综合在一个模型中时,解释能力最强。

本文结合我国住宅产业发展实际,从宏观经济、投资、供求、政策、心理等五个方面阐述住宅价格波动的成因,并尝试建立房

地产价格波动预期模型以期为进一步实证研究做准备,探讨对

住宅市场周期波动进行预警和调控的理论依据。

一、住宅价格波动主要影响因素分析

1.宏观经济周期波动与住宅价格波动相关性。宏观经济周期

波动是住宅市场波动的基本原因。宏观经济较快地发展为房地

产业的迅速扩展提供了发展的轨迹和空间。但是一旦国民经济

发生波动,首当其冲的必然是房地产业。这主要是由于房地产业

是一个产业链长、关联度非常高的基础性行业,其发展与国家整

体经济形势密切相关。更重要的是房地产开发是负债经营,开发

企业所需的大量资金大多依靠银行贷款,当经济过热需要宏观

调控时,特别是政府严格控制信贷资金时,房地产很快就由繁荣

转向衰退。房地产业同国民经济总体发展是要协调一致的,因而

受GDP增长、固定资产投资增长等宏观指标的制约。

2.投资及其波动与住宅价格波动。房地产投资是全社会固定

资产投资的重要组成部分,是导致住宅价格波动的重要原因。由

于长期的计划经济体制的影响,我国经济增长具有资源约束型

特征。投资作为关键的投入要素,自然是引起房价波动的重要原

因,且具有三个特点。一是在投资饥渴症影响下的投资冲动。投

资冲动来自于投资者自我约束弱、责任主体不明确,投资者对市

场认识的模糊性。另外,银行信用极度扩张。银行对房地产投资

资金有着无限供给的倾向,为冲动的投资者和善于钻营的投机

者提供了条件,从而形成一种多元化的房地产投资冲动。二是房

地产投资在时间上的集中性、盲目低水平建设等。房地产投资集

中发生在某个时段,往往忽视投资者的微观决策机制。盲目低水

平建设表现为房地产使用功能类别相同,质量和配套环境也相

似,没有考虑多层次的房屋需求,同时对房屋质量和配套设施重

视不够。这种“齐步走”的投资行为加大了房地产周期波动的幅

度。三是房地产有效需求严重不足。这是由多方面原因引起的。

首先,住房制度改革有一个循序渐进的过程。其次,房价收入比

不合理。据世界银行测算,一个地区的房价收入比在3～6倍之

间时比较合理。而我国一些城市的房价收入比高达10～20倍甚

至以上,广大居民无力购买住房。再次,社会福利保障制度不完

善,城市居民在预期的收入和支出心中无底的前提下,不得不存

钱以备后用。

3.供求关系变化是住宅价格波动的直接原因。住宅价格变动的一个重要表现就是供需双方力量和结构的变动,供需共同影

响市场变动的方向和幅度。由于房地产工期较长,供给相对需求

而言有较大的滞后性,同时由于市场信息的不充分性加大了供

给的盲目性,而且短期内很难变动,因而供求容易失衡,导致房

价波动,可以通过施工面积、竣工面积来反映供给量的变动情

况。此外贷款作为房地产投资资金的重要来源,也是直接影响房

2007·13经济论坛49地产生产的重要因素。又由于房地产商品价值量大,其需求会因 收入、心理预期等因素的变动产生周期性的特征。供需通过销售

实现平衡。如果销售增长总是低于供给的增长,最终必将导致房

地产市场空置增多,房价下跌,反之则房价上涨。

4.政策与住宅价格波动。影响房地产周期波动的政策因素,主要包括与房地产业密切相关、敏感程度较大的财政政策、货币

政策、投资政策、产业政策、土地政策等,这些具有明显周期性质的政策因素,在短期内对房地产业的运行状况,影响是较为显著的。

在宏观政策方面,政府确定宏观经济政策的依据是货币理

论和财政理论。一是财政政策。政府可以通过税收、财政补贴和

政府投资等财政政策对房地产供给进行调节,进而影响到房地

产业的波动。二是货币政策。政府主要是通过货币供应量变动与

利率变动等方式,对房地产经济运行过程形成外部冲击和干扰。

利率的“价格比较”作用也在一定程度上体现出利率在房地产

周期波动中的传导作用。利率本质上是资金的价格表现,房地产

投资的利润率和内部收益率,与利率具有可比性,只有当房地产

投资的收益率高于利率时,房地产开发商才会借贷资金,反之就

会退出市场。

在微观政策方面,主要是对房地产开发资源的控制政策,如

对土地资源的控制、规划限制条件、税费政策和融资条件等。由

于房地产市场的区域性和土地资源的垄断性,微观政策的效果

往往更直接和及时。

5.心理因素对住宅价格波动的重要影响。一般而言,住宅市

场行为心理主要是通过以下三个方面影响住宅供求进而影响住

宅价格的。

(1)房地产投资者或购买者的乐观预期。由于住宅是人们的生活必需品,在短期内,住宅的需求弹性低,即不会随着价格的波动而大幅度地变化。同时住宅具有抵抗通货膨胀的能力,这种

保值和增值功能,刺激了住宅购买者把购买住宅作为一种投资,而不仅仅为了使用。这种稳定和潜在的需求特性会影响到房地

产开发商和购买者,使开发商产生过高的投资期望,加大对房地

产的供给量,使购买者认同较高的投资价值,加大对房地产的需

求。

(2)羊群效应的影响。由于房地产的不可移动性,彼此相对隔

绝,市场信息流动不充分。这就给房屋需求者的预测和决策带来

一定困难,但是为开发商的促销活动提供了操作空间,使房屋的 购买者在一种从众的心理支配下完成房地产交易活动。

(3)房地产开发投资的决策期长。决策期的长短影响到投资 者的预测和判断,决策期越长,引起预测和判断失误的可能性就 越大。

综上所述,住宅市场行为心理容易使人产生悲观情绪或者

乐观情绪。在房地产处于复苏与繁荣时期,投资者受乐观情绪支 配,往往过高估计房地产销售量和销售价格,从而大量投入资 本,形成需求泡沫,使房地产更加繁荣。在房地产处于衰退时期, 市场低迷,在悲观情绪的支配下,投资者过低估计销售量和销售 价格,导致量减价跌。这种乐观情绪和悲观情绪在人们思想上的 交替反映,会引起住宅市场的周期波动。

二、住宅价格波动计量模型的设定

在以上分析中,有些因素对住宅价格的影响是完全可以用 数学模型来度量的,但更多的因素是无形的,虽然可以感觉到, 但无法在数学公式中表达出来。在构建模型时,本文先选取那些 相对较易获得统计数据的变量因素来进行计量分析,以探讨哪 些因素是影响住宅价格波动的主要因素。

根据理性预期的相关理论,我们可以建立以下住房价格波 动模型:

Pt=Pt*+θt式(1)

其中,Pt为住房价格的变化率,反映住房价格每期变化情

况,可以用房地产指数代表(若不加特殊说明,小写字母表示的是 取自然对数,即Pt=LnPt);Pt*为理性预期均衡价格变化率,反映 理性预期均衡价格每期的变化情况,可以用理性预期均衡价格 指数来表示;差项θt反映了价格动态异于理性预期均衡价格的 变化过程。

Pt*=a0+a1et+a2yt+a3rt+a4it式(2)

其中,et为人口增长率;yt为人均可支配收入增长率;rt为实 际利率的变化率;it为房地产开发投资增长率。

θt=λ0+λ1Pt-1+λ2(LnPt-1*-LnPt-1)+Φt式(3)

其中,Pt-1*为理性预期均衡价格,Pt-1为住房价格,Φt为随机 干扰项。

θt反映了本期市场价格动态异于理性预期均衡价格的变

化过程,它可由期初对偏离的预期与随机项表示,期初对偏离的 预期是由两部分组成,一部分是理性程度较高的投资者的理性 预期,一部分是理性程度较低的投资者外推式预期。对于理性程 度较高的交易者在期初对本期价格波动的预期由(Ln Pt-1*-Ln Pt-1)表示,它是期初(上期末)市场价格与理性预期均衡价格的偏 离。按照进化博弈思想,市场中的投资者通过学习,不断由理性 程度低向程度高转化,因此理性预期行为将成为模仿的对象。由 此可见,交易者的这种行为使市场产生了一种均衡的力量,而均 衡的结果也正是我们前面理论模型中所要反映的不完全信息条 件下,有限理性的均衡价格。在模型中,用(LnPt-1*-LnPt-1)更进一

步表明这种趋势所起的作用。当市场价格低于均衡价格时,房地 产被低估,投资收益可能为正;当市场价格高于均衡价格时,房 地产被高估,投资收益可能为负。理性程度较低的投资者的预期 由Pt-1表示,它是上一期价格变化。(下转第91页)

市场经纬·MARKET

50经济论坛2007·13(上接第50页)

将以上三式合并,可得到如下住房价格波动模型:

Pt=(a0+λ0)+a1et+a2yt+a3rt+a4it+λ1Pt-1+λ2(LnPt-1*-LnPt-1)+Φt 式(4)

我们最终所得到的有限理性预期均衡价格模型为

Pte=(a0+λ0)+a1et+a2yt+a3rt+a4it+λ2(LnPt-1*-LnPt-1)式(5)其中,Pt-1*是这样得到的,我们假定基期(t=0)住房价格为均 衡价格,这样我们就可以做如下计算:

LnPt-1*=LnP

+

t-1

i=0

!Pi

*

。而在实际计算时,采用均衡价格定

基指数来表示均衡价格,用房地产定基指数来表示房地产价格。所以运用上述模型可以对住宅价格波动的影响因素进行定 量分析,随着中国住宅市场的不断发展和统计数据的日益健全, 就可以对各影响因素的重要性做更深入的定量分析判断,本文 主要是着眼于阐述对该方法的运用。

三、结束语

国外对房地产周期的研究已进入了多样化深入发展的新时 期。国外学者研究房地产周期时,不仅进行一般的理论分析,还 采用各种指标,综合运用各种数学工具,进行实证分析,从而较 好地描述了房地产周期波动的轨迹,揭示了房地产周期波动的 原因。无论从研究的方法还是研究的内容上讲,国外房地产周期 研究对中国房地产周期研究都有着重要的借鉴意义。

虽然国内学者对住宅市场周期波动的原因分析取得了很大 进展,但是,与国外相比,研究毕竟还处于起步阶段,还存在一些 问题。

(1)理论基础薄弱。基本上都是套用国民经济周期原理来研 究房地产周期。

(2)研究工具有待于改进。研究的方法仍然以定性研究为 主,难以对变量间的关系做出准确的判断和描述。

(3)研究条件差。中国由于特定的历史条件和特殊的体制环 境条件,房地产真实统计数据体系不健全,收集数据、实践调研 难度很大,这就造成在指标体系的研究设计方面往往由于资料 的采集困难而失败。

上述问题既受我国经济发展和房地产业发展背景的影响,又受我国研究条件的限制。因此,希望本文对住宅价格波动规律 影响因素的分析能为这一课题的深入研究做补充,通过加强实 证分析更加准确地把握我国房地产周期波动的规律,为政府部 门制定反周期调控措施提供理论指导,为房地产各主体做出正 确的投资决策提供参考。

(作者单位:浙江理工大学经管学院)

模式———共赢,为企业带来更高收益,也就是在实现个人理性的 基础上达到集体理性,实现帕累托最优。为了实现最优化,在合 作过程中,制造商与供应商之间要共同分享信息,形成信息互 补,通过合作与协商来协调相互的行为。总之,要实现他们之间 良好的“共赢关系”就要建立下列保障机制。

1.信息交流与共享机制。信息交流有助于加强制造商对供

应商信息的了解,减少投机行为,有助于促进重要生产信息的自 由流动。为加强供应商与制造商的信息交流,可以从以下几个方 面着手。

(1)在供应商与制造商之间经常进行有关成本、作业计划、质量控制信息的交流与沟通,保持信息的一致性和准确性。

(2)制造商对供应商给予协助,帮助供应商降低成本,改进

质量,加快产品开发进度,增强供应商对整个供应链业务活动的 共同责任感。

(3)建立联合的任务小组解决共同关心的问题。在供应商

与制造商之间应建立一种基于团队的工作小组,双方的有关人 员共同解决供应过程以及制造过程中遇到的各种问题。如制造 商在产品设计阶段让供应商参与进来,这样供应商可以在原材 料和零部件的性能和功能方面提供有关信息,为实施QFD(质 量功能配置)的产品开发方法创造条件,把用户的价值需求及 时地转化为供应商的原材料和零部件的质量与功能要求。

(4)制造商和供应商经常互访。制造商采购部门与供应商

应经常性地互访,及时发现和解决各自在合作活动过程中出现 的问题和困难,建立良好的合作气氛。

2.供应商的激励机制。要保持长期的双赢关系,对供应商的 激励是非常重要的,没有有效的激励机制,就不可能维持良好的 供应关系。在激励机制的设计上,要体现公平、一致的原则,给予 供应商价格折扣和柔性合同,以及采用赠送股权等,使供应商和 企业分享成功,同时也使供应商从合作中体会到双赢机制的好 处。谁能拥有这些具有独特优势的供应商,谁就能赢得竞争优 势。显然,这种竞争优势不是哪一个企业所具有的,而是整个供 应链的综合能力。

3.合理的供应商评价机制。要实施供应商的激励机制,就必

须对供应商的业绩进行评价,使供应商不断改进。没有合理的评 价方法,就不可能对供应商的合作效果进行评价,将大大挫伤供 应商的合作积极性和合作的稳定性。对供应商的评价要抓住主 要指标或问题,比如交货质量是否改善了,提前期是否缩短了,交货的准时率是否提高了等。通过评价,把结果反馈给供应商, 和供应商一起共同探讨问题产生的根源,并采取相应的措施予 以改进。

(作者单位:同济大学经济与管理学院、上海市对外贸易学院)

MANAGEMENT·管理视角

第五篇：道路交通安全影响因素研究

道路交通安全影响因素研究

Factors influencing on road traffic safety

摘要：随着我国经济的发展，近年来机动车辆的数量与日俱增，然而交通事故也随之而来，这么多的交通事故不仅给经济带来巨大的损失同时更给不少家庭带来难以弥补的灾难。本文主要介绍了影响道路交通安全的因素，以及解决我国道路交通安全问题的对策。关键词：交通事故；道路交通安全；因素；对策

Abstract: with the development of our national economy, in recent years the increasing number of a motor vehicle traffic accident, but also pose, so much traffic accident is not only to bring huge economic loss for many families more at the same time bring irreparable disaster.This article mainly introduced the influence factors of road traffic safety, and solve the our country road traffic safety countermeasures.Keywords: traffic accident;Road traffic safety;Factors;countermeasures

一.道路交通安全

交通安全是指在交通活动过程中，能将人身伤亡或财产损失控制在可接受水平的状态。交通安全意味着人或物遭受损失的可能性是可以接受的；若这种可能性超过了可接受的水平，即为不安全。道路交通系统作为动态的开放系统，其安全既受系统内部因素的制约，又受系统外部环境的干扰，并与人、车辆及道路环境等因素密切相关。

二.影响我国道路交通安全的因素是多方面的：

1.人的因素

交通是人类生存的四大根本需求之一，人是道路交通安全的主体，包括所有使用道路者，如机动车驾驶员、乘车人、骑自行车人、行人等。随着社会的发展，交通活动的频繁，人与车、车与车之间的交通冲突机会增加，同时，人们的传统交通观念、出行习惯的沉积虽有所改变，但在短期内难以有较大的转变，人们群体文化素质不高及其提高速度与快速发展的交通事业之间不协调，交通意识转变速度与道路交通的发展、机动化水平的提高以及交通管理的要求不协调，与交通管理的新技术、新手段不协调，这些也成为困扰交通安全的主要因素。最为突出的就是机动车驾驶员引发的事故，直接影响到我国的道路交通安全。

2.车辆因素

车辆是现代道路交通中的主要元素，影响汽车安全行驶的主要因素是转向、制动、行驶和电气四个部分。我国机动车种类多，动力性能差别大，安全性能低，管理难度大。在我国机动车拥有量增长迅速，机动车拥有量增加速度已大大超过了道路的增长速度，使得本来不宽裕的路面更是雪上加霜，使交通事故绝对数和交通事故伤亡人数急剧上升，加之我国高速公路建设步伐比较快，而车辆性能更新速度还未能跟上高速公路的建设步伐，车辆高速行驶可靠性差、安全性差，导致我国高速公路交通事故处于快速增长的趋势，影响到我国的道路交通安全。

3.道路因素

道路是交通运输的基础设施，是影响道路交通安全的重要因素之一。道路建设逐步加大，公路里程增加，高等级公路增加幅度明显，交通客货用量增加，道路结构和交通条件日益改善，为道路交通安全改善打下了基础。但是，在我国尤其是城市道路交通构成不合理，交通流中车型复杂，人车混行、机非混行问题严重；部分地方公共交通不发达，服务水平低，安全性差；自行车交通比率大，骑车者水平不一，个性不同，非机动车与机动车和行人争道抢行；无效交通如空驶出租车较多、私人车辆增加，这些无疑恶化着我国城市的交通安全状况。许多城市道路结构不合理，直线路段过长，道路景观过于单调，容易使驾驶员产生疲劳，注意

力分散，致使反应迟缓而肇事。另外，路面状况对交通安全影响也较大。道路等级搭配不科学，路网密度不足，交通流不均衡，个别道路交通负荷度过大，交通安全性差；道路建设方面缺乏有效的交通影响分析，缺乏足量配套的措施、交通管理措施、停车设施等，容易形成交通安全隐患。我国道路基础设施建设速度低于交通需求的发展速度，有的道路的设计要求与实际运行状况不协调；各地区道路线形、道路结构、道路设施不一，客观上给过境车辆的驾驶员适应交通环境带来难度；道路标志标线设置不科学、数量不足、设置不连续；道路周边的环境建设和配套设施建设没有与交通安全混为一体，设计标准和实际不协调，所有这些都会影响到我国的道路交通安全。

4.管理因素

管理是影响道路交通安全工作的重要因素之一，科学健全和统一高效的道路安全管理体制是减少事故，防患于未然的必要条件。我国道路交通安全的管理目前涉及多个部门，各部门的侧重点不同。其中，公安部门担负道路安全立法、维护交通秩序、处理交通事故及安全宣传教育等职责；交通部门担负道路发展规划、科研设计、建设养护、路政及制定相应标准法规等职责，负责标志、标线等安全设施的设置和监督管理；国家安全生产监督管理部门负责宏观安全监管工作；城建管理部门则参与城区道路发展规划、科研设计、建设养护、城市公共交通及定制相应标准法规等工作。

5.环境因素

道路交通是我国交通运输体系中主要运输方式之一，现代交通运输所追求的快速、高效、安全、准时，在相当大的程度上受气象因素制约。交通运输属于对气象具高度敏感的行业。伴随道路运输的繁忙而来的就是道路交通事故的增加，其中很大一部分的交通事故与恶劣天气有关。不利的气象条件引起的道路交通事故数量居高不下，对公众的生命和财产安全构成巨大威胁。

6.交通法规因素

道路交通管理法规是秩序化交通,遏制道路交通事故的前提。道路交通规则的意义就在于秩序化交通，减少因无序交通而产生的交通堵塞、交通碰撞及因碰撞现象给人的生命和财产造成的不必要的损失，维护广大交通参与者的共同利益，让每一个交通者都能平安、顺利地实现交通目的。然而目前，由于我国刚颁布实施的《道路交通安全法》还没有被广大老百姓完全的了解，有的地方老百姓甚至都不知道《道路交通安全法》，在这样的情况下，致使各种交通隐患得以上路，从而造成交通事故的发生，而路上尽管有一定的秩序规范，但它不仅缺少对隐患的制约能力，而且对路面秩序控制能力也明显不足。

三.解决我国道路交通安全问题的对策

1.加强交通安全教育

交通安全管理是一个社会问题，必须通过深入、持久的舆论宣传，增加全社会的交通安全意识，才能使预防事故的工作形成广泛的群众基础。目前我国驾驶员素质不高，法纪观念不强，有规不依，有章不循。因此，只有通过加强交通安全宣传教育，才能提高驾驶员的交通意识和职业道德。同时，要加强对儿童和青少年的交通安全教育，将交通安全作为生活常识列入中小学校的教学计划这中，所以说，深入持久地进行交通安全教育是预防和减少交通事故的关键。据国外经验可知，不少国家都把交通安全纳入社会经济发展战略计划，从而使交通安全管理工作有了重大的进展，交通事故得到遏制。

2.交通安全管理需综合治理

交通安全是交通管理工作的综合反映，是一项复杂的系统工程。它既是人、车、路、环境四者之间的关系，又是社会问题，必须综合治理。我国的实践证明，只有全社会通力合作，使全社会共同承担维护交通秩序、履行交通安全的责任和义务，这样预防和减少交通事故的工作才能落到实处，当前各地实行各种形式的交通安全责任制是保障交通安全的一项很有效的措施，应当进一步完善和推广。

3．依靠科技进步

现代交通管理必须用先进的科学技术手段来管理，要从我国的国情和混合交通的特点出发，大力开发应用交通事故的预防、交通事故控制技术，事故快速勘察和紧急救援系统，通讯网和信息网的建设，以及驾驶员心理和生理素质的研究等课题。

4．严格执法

交通安全涉及各行各业和千家万户，必须用科学的、统一的交通管理法规来指导和规范人们的交通行为，做到有法必依，执法必严，违法必究，这样才能维护交通法规的权威性和严肃性。目前，在许多人的心目中交通违章不被认为是违法行为，方方面面干扰较多，以致于交通管理法规难以贯彻。

5．提高汽车安全性能

道路交通事故大多数是汽车事故，汽车安全性能的好坏直接关系到能否尽可能的避免交通事故的发生和事故一旦发生能否保护驾驶员和乘客的人身安全。因此，提高汽车安全性能是预防交通事故的关键。

6．改善道路条件

我国现有108余万km道路中，其中80%的技术等级在四级以下，路况差，普遍缺乏安全设施，多数地方连必要的交通标志都没有。因此，改善道路条件，完善交通安全设施，是预防和减少交通事故的必备条件。

参考文献：

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