第一篇：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
2022-12-13 14:33:23 来源：《统计与决策》(武汉)2022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
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(2022)[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(2022)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：
[1]Lindley, D.V., Smith, A.F.M.Bayes Estimates for Linear Model[J].Journal of the Royal Statistical Society, Series B,1972,(34).[2]Littell, R., Milliken, G., Stroup, W., Wolfinger, R.SAS System for Mixed Models[M].Cary, NC: SAS Institute Incorporated, 1996.[3]Bryk, A.S., Raudenbush, S.W.Hierarchical Linear Models[M].Newbury Park, CA: Sage, 1992.[4]Kim, K.S.Multilevel Data Analysis: A Comparison of Analytical Alternatives[M].Los Angeles: University of California, 1990.的95%的置信区间覆盖率
[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, 2022,1(3).^
第二篇：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2022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（2022）03-0062-11
Abstract：Based on the dynamic monitoring of floating population in 2022 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2022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。2022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2022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《2022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。
第三篇：关于苏州市水环境排污容量问题研究及相关建议
关于苏州市水环境排污容量问题研究及相关建议
随着苏州经济的快速发展和社会的日益繁荣，苏州的城市规模迅速扩大，根据新一轮的城市规划，苏州市的人口规模将达到1200万人，即将成为一个国际化的超大型城市。但城市的快速发展也对区域的环境承载力提出了极大的挑战，其中区域的水环境容量与城市排污需求之间的矛盾日益突出和激化。鉴于此，农工党苏州市委组织专家对我市水环境容量与城市污水排放和处理问题进行了调研，希望提供相关建议供领导决策时参考。
1.根据城市发展规模，对我市排污量进行预测
根据国内外城市发展的经验，城市规模与城市污水产量之间是有一定比例关系的。以苏州工业园区为例，规划总人口为120万人，相应的自来水供给需求为120万吨，污水处理需求为90万吨，园区十三年来发展实践也基本验证了这一关系。以此类推，则苏州市达到1200万人口后，污水处理需求也将达到900万吨/天，即使以全部收集处理，并达以最严格的国家一级A标准排放，苏州市的COD排放总量将达到16.43万吨/年，总磷和总氮的年排放量分别达到1.64万吨和0.16万吨。经对比，以上测算数据与《苏州市城市环境保护专项规划》及《苏州市给排水专业规划》用其它分类测算的结果基本一致。
实际上，从全市范围来看，由于居民住所不可能完全集中，苏州市又处于河网地区，污水管网全覆盖难度较大，污水处理率很难达到理论上的100%，同时农业、渔业等面源性排污的量也不容忽视，因此实际的城市排污总量还将大于上述预测数据。
2.对我市水环境容量现状的分析
苏州市目前的现状水环境已不容乐观，按全指标考核，市内的水体（除太湖外）基本都在IV-V类水之间，京杭运河等主要河流和阳澄湖、金鸡湖等湖泊已超过了V类水标准，主要超标因子为氨氮、总磷，富营养化现象已十分普遍，最近的太湖蓝藻事件已为我们敲响了警钟。
根据查证，苏州市多年平均水资源总量为32.28亿m3，入境水量进入苏州水系17.85亿m3，苏州本地地表径流量25.11亿m3。综合以上数据苏州市的最大水环境容量约为75亿m3，乐观地把上述水质均看做IV类，并把V类水质做为最终水质底线，则苏州市水环境的容量中COD仅为7.5万吨，总磷、总氮分别为0.075万吨和0.375万吨（实际氮、磷已基本没有容量）。
3.水环境容量与污水排放总量的迭加分析
把预计的最小排放总量与环境的最大承载量相迭加，可以发现，以这种方式发展，则苏州市的水环境质量将全线劣于V类水标准，并呈现极高的富营养状态，极易引起广泛的黑臭现象。
这种简单的迭加方式可能过于粗略，其中COD的测算还存在着污水与地表水测定方式上的差异，同时也尚未考虑水体本身的自净作用，但从总体上出入不大，可以作为半定量的分析依据。（以2022年苏州市环保局发布的数据为例，当年COD的实际排放量为14.01万吨，超过生态环境警戒排放量
6.64万吨。2022年氨氮的实际排放量为1.28万吨，超过生态环境警戒排放量0.33万吨）。
城市规模的扩张是难以遏制的大势所趋，如何解决这一问题是急需摆上议事日程的大事，因此提请市政府尽快组织有关部门对这一事关发展前景的问题进行专题研究，为此，农工党苏州市委根据对发展趋势和方向的分析，提出“控、引、治、疏”四方面的建议：
1.“控”--对城市发展规模和节奏的有序控制
适度控制城市发展的速度和规模，减小环境和资源的压力，其中外来人口的有序控制是较为关键的因素。通过区域产业结构的合理调整，发展技术和服务密集型的新型产业，将劳动力密集型的传统产业向外转移和延伸，减小城市发展对人口的过度依赖。
2.“引”—对发展节水型城市的大力引导
通过政策驱动和经济扛杆，大力开展节水型城市的倡导，从源头上减少排放，在此方面特别要注重采取经济手段调控水资源的价格体系，通过市场因素来实质性地推动各行业的节水活动。这方面苏州市已开展了部分阶梯水价的试点，但尚未覆盖整个经济领域，还需要进一步研究和发展。同时还应大力提倡中水处理和中水回用，充分利用水资源，通过技术手段减少排放。
3.“治”—对治理硬件与软件加大投入力度
在减少排放的同时，必须对已经排放的污水加大治理力度。加快污水治理硬件建设的速度，在城市污水管网铺设覆盖面加大的同时，增加污水处理厂的数量，合理布置，提高效率，扩容城市处理污水能力。加大污水治理软件技术的投入，引入先进环保绿色的治污方法，利用政策导向和政府推动，推广治污技术的普及。
4.“疏”—确定排污通道对城市污水合理疏导
城市污水的大量增加难以完全避免，因此必须从全局的角度寻找合理的排污方式和去向，结合水功能区划，对于相对不敏感水域、地域可慎重加以利用，设定统一的排污渠道，以实现区域尾水的调度，大幅度削减排入敏感水域的污染负荷，改善水系水质，实现既定的环境目标。这是设置排污通道的意义所在。
以前环保和水务部门也曾提出过类似的初步设想，但都未进入实质性的研究。从目前的形势来看，排污通道的建设势在必行，苏州市城市污水的现有排放去向主要是通过下辖的张家港、太仓、常熟排入长江，通过昆山进入上海，通过吴江进入浙江，其中下游的上海和浙江地区均十分敏感，而且水环境容量也极为有限，而长江有着较为丰沛的水量和水质资源，水环境的稀释容量较大，自净能力也较强，可做为近、中期的排污出路。通过线路的合理分析，确定一条从苏州市汇入长江的河流做为统一的排污通道，并加以必要的改造和处理。通过牺牲局部的水域功能，来换取更大范围的水环境质量提升。
但近年来长江所接纳的各类水污染物呈迅猛递增的状态，而且沿江岸地区取用江水的需求也十分迫切，长江的环境压力越来越大，从长远来看还需要寻找更好的污水出路—排海。在此方面可建议学习借鉴上海在上世纪九十年代初合流污水治理的经验，并需要开展地区性合作，彻底解决大区域内的污水出路问题。
农工党苏州市委：
你委在市政协十二届一次会议上提出的《关于苏州市水环境排污容量问题研究及相关建议》的提案收悉。现答复如下：
苏州是一个因水而富庶、因水而秀美、因水而闻名的城市。多年来，围绕全面提升我市环境质
量工作目标，全市上下积极开展水污染防治工作，努力减少水污染物排放总量，积极扩大水环境容量，不断改善水环境质量。
一、近年来所做的工作
（一）加强组织领导，强化责任落实
一是健全组织。市政府及各市（区）均专门成立了水污染防治工作领导小组，加强对流域水污染防治工作的领导。二是落实责任。市政府每年制定市太湖水污染防治工作计划，组织制定《关于切实加强水污染防治改善水环境质量确保“两个率先”环境目标实现的意见》和《关于推进环境保护工作若干政策措施》等，将相关工作任务分解到各地各部门。三是强化目标考核。将水污染防治工作纳入地方政府环境保护责任目标考核。强化督促检查，市委、人大、政府和政协分别组织市监察、发改、经贸、水务、农林、环保等部门组成联合督查组，对各地实施情况进行督促检查，从2022年至今，累计督查达15次。
（二）加大资金投入，加快水环境防治工程建设进度
“十五”期间，全市环境保护的总投入达358.78亿元。其中我市列入国家、省太湖水污染防治计划的工程项目有71项，完成70项，完成率98.6％，实际完成投资额62.6亿元。仅2022到2022年市区水环境综合整治投入的资金就达20亿元。
（三）加大产业结构调整力度，不断优化工业布局
一是大力推进节能减排。近年来，我市大力实施《苏州市推进经济结构调整和转变增长方式行动计划》，坚持走信息化带动新型工业化之路。2022年、2022年全市化学需氧量净削减量分别达到0.64万吨、0.88万吨，全面完成了省里下达的减排任务。二是淘汰落后产业、工艺和设备。“十五”至今，共关停、并转污染严重的企业1055家。深入开展化工生产企业专项整治，到2022年底，全市已关闭560家化工企业。三是优化产业布局。按照生态功能区划划定的禁止开发、限制开发、优先开发和重点开发区域，积极引导工业企业向开发区和工业区集中。市区完成苏化农药、精细化工、合成化工等30家企业搬迁。四是进一步提高环境保护准入门槛。在全市范围内禁止新建钢铁、炼焦、水泥、印染、电镀企业，限制发展化工企业。全面开展电镀、造纸、印染行业中水回用工作。“十五”以来，全市共拒批、劝阻2000余个项目，投资额超过350亿元。
（四）加快环境基础设施建设，增强水污染防治能力
截至2022年底，全市共建成城镇污水处理厂107座，处理能力达到215.3万吨/日，实际处理污水量为175.1万吨/日，累计建成污水管道3147公里，城镇生活污水处理率达到70 %，市区生活污水处理率达到80.2%，污水处理能力和生活污水处理率逐年提高。
（五）加强农业面源污染防治，改善农村水环境质量
一是积极推广使用生物农药、有机肥等技术。2022年至2022年期间，化肥施用强度由597.4公斤/公顷下降到225公斤/公顷，化学农药施用强度由25.4公斤/公顷下降到2.43公斤/公顷，秸秆综合利用率提高到95%。二是坚持达标排放，对无法达到治理标准的养殖场所依法进行关停并转。“十五”至今，对170多个规模化养殖场实施了污染治理。三是结合新农村建设，全面开展“六清六建”活动，垃圾处理推行“户集、村收、镇运、县处理”的集中处理模式。四是压缩网围养殖面积。今年3月上旬，西太湖网围养殖全面拆除。
（六）利用经济杠杆及政策驱动，大力建设节水型城市
一是政策驱动。2022年，市政府通过了《苏州市创建节水型城市实施意见》，成立了以阎立市长为组长的苏州市节水型城市建设工作领导小组，并与29个责任区、局签订了创建节水型城市责任书。市、区两级财政共投入3000余万元，更换水嘴31.1万个、排水阀6万只，涉及居民14.3万户，建成区内30余万户居民全部都使用了节水器具。目前我市创建节水型城市工作已经达到省级考核标准。二是利用经济杠杆。2022年，我市出台了《关于在我市逐步实施居民生活用水阶梯式计量水价的通知》，在确保居民正常生活用水的前提下，对浪费水的行为进行经济上的惩戒，促进居民节水意识的提高。同时，对月用水量大于500立方米的企业、单位实行用水计划制度，对超计划用水单位征收1~5倍加价水费。对自备水源取水户，超计划的按照有关法律、法规的规定，征收1~5倍超计划水资源费。
（七）加大执法力度，铁腕打击违法排污企业
一是严格实施《江苏省太湖水污染防治条例》及《苏州市阳澄湖水源水质保护条例》，严厉打击环境违法行为，杜绝直接向水体排放污染物，全面禁止使用含磷洗涤剂。二是加快环保在线监测设施建设进度。2022年底前完成集中饮用水源地水质自动监控站建设；同时，加快污染源在线监控建设进度，目前全市已有382家企业完成在线监测设施安装，75%的城镇污水处理厂安装了在线监测装置，其中58%的污水处理厂在线监测仪器已与环保部门实现联网。三是积极开展专项整治活动。开展了连续6年的“整治违法排污企业、保障群众健康环保专项行动”和连续4年的“集中式饮用水源地专项整治行动”，加大对饮用水源地、太湖和阳澄湖周边地区船餐等整治力度，截至2022年底，共出动13.26万人次，检查4.94万厂次，立案查处1347件，257家挂牌督办企业的办结率达到97.3％，解决了一些突出的环境问题。
（八）科学调查，探索、研究水环境容量
根据国家发改委编制《太湖流域水环境综合治理方案》，到“十一五”期末，苏州市水环境容量：COD为12.4891万吨/年、氨氮为0.9742万吨/年、总磷为0.0952万吨/年、总氮为1.3647万吨/年，其限排量应控制在：COD为11.9554万吨/年、氨氮为0.9603万吨/年、总磷为0.0923万吨/年、总氮为1.3619万吨/年。2022年，市水利局编制《苏州市水资源综合规划》，对我市98个主要水功能区进行了测算，到“十一五”期末，水环境容量：COD为19.36万吨/年、氨氮为0.91万吨/年（因《苏州市水资源综合规划》尚未通过专家审查，以上数据仅供参考）。
二、存在主要问题
从总体上看，我市的水污染防治工作取得了一定成效。同时，我们也清醒地意识到，我市水环境形势依然十分严峻。苏州地处长江、太湖流域下游，受到污染的过境客水使我们的水环境不堪重负。人口、产业和城市高度密集，环境资源先天不足，环境负荷过大，生态形势也变得越来越严峻。究其原因正如提案中所提到的:一是外来人口急剧增加是我市环境不堪重负的关键原因。根据《国务院批转节能减排统计监测及考核实施方案和办法的通知》中提供的参数测算，每增加一万人口新增COD排放量328吨/年。2022年我市户籍人口624万人，公安局登记在册的暂住人口已达585.8万人，还不包括公安局未登记的暂住人口。仅2022年新增登记暂住人口就达88.1万人，其结果是必然产生较大的COD新增量。二是污水处理设施的建设步伐还跟不上外来人口的增长速度，导致污水量剧
增，造成了我市每年花很大资金建设的水污染防治项目，其削减的水污染物排放量被外来人口新增的水污染物排放量所淹没。以中心城区为例，目前4家城镇污水处理厂均满负荷甚至超负荷运行。三是我市整个排水系统不够完善,“大引大排”系统中尚未启动苏州市尾水排污通道。四是农业面源污染仍未得到有效控制，太湖的网围养殖面积过大，阳澄湖2022年网围养殖面积8.10万亩没有控制到2022年市政府确定的到2022年的整治目标—4.8万亩。因此，水污染防治和治理任务仍然十分艰巨。
三、下一步工作打算
针对上述存在的问题，下阶段，我们将认真学习中共“十七大”精神，深入贯彻落实科学发展观，大力推进生态文明建设，以巩固生态市建设为抓手，以太湖流域城镇污水处理厂及重点工业行业稳定达到《太湖地区城镇污水处理厂及重点工业行业主要水污染物排放限值》为中心，继续深入开展水环境综合整治，全面落实“控源、截污、清淤、畅流、修复、预警”各项措施，确保饮用水源地安全，改善水环境质量。
（一）继续开展水环境容量的研究
《市政府关于印发苏州市太湖流域水污染防治工作目标任务的通知》（苏府〔2022〕155号）中明确：由市水务局牵头，市环保局作为相关责任部门，进一步细化太湖、阳澄湖等重要入湖河道水功能区划，核定阳澄湖等重要水体纳污总量，实行河湖纳污总量控制。
（二）从源头上控制污染物排放量
一是加快产业结构、产业布局调整步伐。到2022年，全市高新技术产业产值占规模以上工业总产值的比重提高到40%。二是淘汰落后生产能力。开展化工、医药、冶金、印染、造纸、电镀等重污染行业专项工作，2022年底之前，完成省政府下达的关闭780家落后化工企业的任务。三是实施更加严格的环境准入制度。对排污总量超过控制指标、地表水达不到功能区要求的地区以及划定的“清水廊道”地区，暂停审批新增水污染物排放的建设项目。四是执行更为严格的水污染物地方排放标准。自2022年起，城镇污水处理厂及重点工业行业必须稳定达到《太湖地区城镇污水处理厂及重点工业行业主要水污染物排放限值》。五是发展循环经济和实施清洁生产。“十一五”期间，全市建立500个循环经济试点与示范企业。
（三）全面提高污水处理率和接管率
一是至2022年底，全市完成新建、扩建城镇污水处理项目64个，新增污水处理能力160万吨/日，确保市区、市（县）城区生活污水处理率达到95%，省级以上开发区建成区生活污水处理率达到100%，镇生活污水处理率达到85%。二是已建成的城镇污水处理厂要完成脱氮除磷工艺改造。三是实现城镇生活污水处理设施全覆盖。全市所有城镇生活污水处理厂完成污水处理设施和污水收集管网建设任务。四是大力实施城镇污水处理厂污水再生回用。近期将回用重点放在市政杂用水（公园绿化及河湖用水、城市绿化用水、道路路面喷洒用水等）和工业用水（回用至热电、火电厂和化工厂等的冷却用水、混凝土搅拌用水以及城市污水处理厂内部的污泥脱水冲洗滤布、冲洗路面及洗车用水等杂用水）。为有利于污水再生利用，在提高水价和排污收费基础上，进一步拓宽回用对象。五是根据《全国水利发展“十一五”规划编制工作意见》，我市将实施《苏州市城市排水管网现状与维护研究》和《排水户分类管理办法》。六是在对市区污水管网支管到户工程实施片区进行拾遗补缺的同时，逐步对管网不完善的地区进行改造和贯通。七是加强污水处理设施运行监管。2022年5月底前，所有污水处理厂都要安装自动在线监测装置，并与环保部门联网。对城镇污水处理厂运行情况实行评估制度，将评估结果作为核拨污水处理费的重要依据。
（四）加大压缩围网养殖、农业面源污染防治力度
一是进一步压缩围网养殖面积。2022年东太湖围网养殖压缩到4.5万亩,到2022年东太湖围网养殖面积达到国家有关部门的控制要求。到2022年5月，阳澄湖围网面积压缩到3.2万亩，其中阳澄湖西湖全部拆除，到2022年阳澄湖围网养殖面积压缩到1万亩。二是取缔沿太湖1公里、阳澄湖水源水质二级保护区范围内的所有畜禽养殖场。禁止在太湖一级保护区和阳澄湖水源水质准保护区范围内发展畜禽养殖，现有养殖场到2022年底实现污染物零排放，无法达到零排放的养殖场必须搬迁或者关闭。主要污染物总氮、总磷排放量削减50%以上。三是“十一五”期间，化肥、农药使用强度分别削减20%和30%，测土配方施肥覆盖率达80%以上，生物农药施用比例提高到30%以上。全市畜禽养殖粪便综合利用率达到90%。四是加快实施农村集中居住区生活污水处理工程，努力改善农村水环境质量。到2022年底前，全市50%的农民集中居住区建成生活污水集中处理设施，农村生活污水处理率达到40%，太湖一级保护区及阳澄湖水源水质准保护区农村生活污水处理率达到70%。
（五）切实推进生态重建修复工程
“十一五”期间，在环太湖、环阳澄湖1公里、主要水源保护区周边2公里、入湖河道上溯10公里两侧各500米等重点区域先行试点，建设生态隔离带。切实推进太湖、阳澄湖、长江生态重建修复工程、村庄绿化示范工程、绿色水廊创建工程、湿地林带营造工程、道路绿化延伸工程、生态示范区建设工程等建设。到2022年，全市每年新增绿地面积11万亩以上，陆地森林覆盖率达到23%，村庄绿化覆盖率提高到25%以上。
（六）增强区域水资源调水引流能力
一是规划建设调水引流工程。实施以阳澄湖为调节中心的“通江达湖”调水引流工程和河网畅流工程，整治七浦塘等通江河道，建设永昌泾整治工程。二是推动苏州市尾水排污通道工程方案的研究、论证，加快区域尾水排污通道的建设，减少区域内的尾水排放,提升区域水环境质量。三是全面推进疏浚清淤。对贡湖水源地、东太湖实施生态清淤，对阳澄西湖进行综合生态治理。沿江沙土地区河道5年轮浚一次，太湖圩区河道8年轮浚一次，城区河道5年轮浚一次。
感谢你委对我市环境保护事业的关心和支持。
二○○八年四月十一日
抄送：市政协提案委，市水利局、农林局、环保局。
联系人：涂海燕；电话：68612217。
第四篇：多元线性回归模型实验报告计量经济学
实 验 报 告
课程名称金融计量学 实验项目名称多元线性回归模型
班级与班级代码 实验室名称（或课室）
专业
任课教师 xxx
学号 ：xxx
姓名 ：xxx 实验日期：2022 年 5 月 3 日
广东商学院教务处制 姓名 xxx 实验报告成绩 评语 ：
指导教师（签名）
年月日
说明：指导教师评分后，实验报告交院（系）办公室保存
多 元线性回归模型
一、实验目的 通过上机实验,使学生能够使用 Eviews 软件估计可化为线性回归模型的非线性模型，并对线性回归模型的参数线性约束条件进行检验。
二、实验内容 （一）根据中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值 Y，资产合计 K 及职工人数 L 进行回归分析。
（二）掌握可化为线性多元非线性回归模型的估计和多元线性回归模型的线性约束条件的检验方法 （三）根据实验结果判断中国该年制造业总体的规模报酬状态如何？ 三、实验步骤（一）收集数据 下表列示出来中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的工业总产值 Y，资产合计 K 及职工人数 L。
序号 工业总产值 Y（亿元）
资产合计 K（亿元）
职工人数 L（万人）
序号 工业总产值 Y（亿元）
资产合计 K（亿元）
职工人数 L（万人）3722.7 3078.22 113 17 812.7 1118.81 43 2 1442.52 1684.43 67 18 1899.7 2052.16 61 3 1752.37 2742.77 84 19 3692.85 6113.11 240 4 1451.29 1973.82 27 20 4732.9 9228.25 222 5 5149.3 5917.01 327 21 2180.23 2866.65 80 6 2291.16 1758.77 120 22 2539.76 2545.63 96 7 1345.17 939.1 58 23 3046.95 4787.9 222 8 656.77 694.94 31 24 2192.63 3255.29 163 9 370.18 363.48 16 25 5364.83 8129.68 244 10 1590.36 2511.99 66 26 4834.68 5260.2 145 11 616.71 973.73 58 27 7549.58 7518.79 138 12 617.94 516.01 28 28 867.91 984.52 46 13 4429.19 3785.91 61 29 4611.39 18626.94 218 14 5749.02 8688.03 254 30 170.3 610.91 19 15 1781.37 2798.9 83 31 325.53 1523.19 45 16 1243.07 1808.44 33 表 1（二）创建工作文件（Workfile）。
1、启动Eviews5，在主菜单上依次点击FileNewWorkfile（如图），按确定。
2、在弹出的对话框中选择数据的时间频率（本实验为序列数据），输入数据数为31（如图1），然后点击OK（如图2）。
（图 1）（图 2）、（三）输入数据 1、在 Eviews 软件的命令窗口中键入数据输入/编辑命令：DATAYKL，按 Enter，则显示一个数组窗口（如图）。
2、分别在Y、K、L列输入相应的数据并以group01命名保存（如图）：
（四）、回归分析 1、在经济理论指导下，设定如下的理论模型：
2、运用OLS估计模型 经对数转换，式 e L AK Y 可变换对数形式如下：
3、对表1的Y、K、L的数据进行对数转换，得新的数据如表2所示：
序号
序号
18.222204 8.032107 4.727388 27.274147 7.429183 4.204693 37.468724 7.916724 4.430817 47.280208 7.587726 3.295837 58.546616 8.685587 5.78996 67.736814 7.47237 4.787492 77.204276 6.844922 4.060443 86.487334 6.543826 3.433987 95.913989 5.895724 2.772589 107.371716 7.828831 4.189655 116.424399 6.881134 4.060443 126.426391 6.246126 3.332205 138.395972 8.239042 4.110874 148.656785 9.069701 5.537334 15
7.485138 7.936982 4.418841 16
表2 4、对表2经对数转化后的数据进行相关性分析 ①重复数据输入步骤，输入取对数后的数据如图：
②在弹出的窗口中选择ViewGraphScatterSimpleScatter按确定，得取对数后的Y、K、L三者之间关系的散点图，结果如下：
③通过对以上散点图的观察可以看出，取对数后的K、L的联合值对取对数后的Y的值有着显着的线性影响。
5、在 Eviews 主窗口中点击 QuickEstimateEquation，在弹出的方程设定框内输入模型：log（y）clog(k)log(l)（如图）：
再点击确定，系统将弹出一个窗口来显示有关估计结果（如图）。
由图显示的结果可知，样本回归方程为：
Y ln =1.154 0.609 K ln 0.361 L ln
(1.59)(3.45)(1.75)其中 8099.02 R，2R =0.7963，F=59.66 4、对以上实验结果做 t 检验分析：
给定显着性水平5%，自由度为（2，28）的 F 分布的临界值为34.3 28 2(05.0），F，因此总体上看，K ln , L ln 联合起来对 Y ln 有着显着的线性影响。在 5%的显着性水平下，自由度为 28 的 t 分布的临界值为048.2)28(05.0 t，因此，K ln 的参数通过了该显着性水平下的 t 检验，但L ln 未通过检验。如果设定显着性水平为 10%，t 分布的临界值为701.1)28(05.0 t，这时 L ln 的参数通过了显着性水平的检验。
2R =0.7963 表明，工业总产值对数值的 79.6%的变化可以由资产合计的对数与职工的对数的变化来解释，但仍有 20.4%的变化是由其他因素的变化影响的。
（五）参数的约束检验 由以上的实验结果可以看出，1 97.0 ，即资产与劳动的产出弹性之和近似为1，表明中国制造业在2000年基本呈现规模报酬不变的状态。因此，进行参数的约束检验时，提出零假设为0H ：1 。
如果原假设为真，则可估计如下模型：
1、在 Equation 窗口选择 proc/Specify/Estimate 在弹出的窗口中输入 log(y/l)clog(k/l)如图所示：按确定，所得结果如下：
容易看出，该估计方程通过了 F 检验与参数的 t 检验。
2、对规模报酬是否变化进行的分析 由上面两个实验可以得到 0703.5 URSS，0886.5 RRSS。在原假设为真的条件下有：
)1 2 31(1)(UU RRSSRSS RSSF28 0703.50703.5 0886.5 =0.1011 在 5%的显着性水平下，自由度为（1,28）的 F 分布的临界值为 4.20。因为 0.1011<4.20,所以不拒绝原假设，表明 2000 年中国制造业呈现规模报酬不变的状态。
3、运用参数约束条件 12 1 对上面假设模型进行检验 打 开 eq01 方 程 对 象 窗 , 点 击ViewCoefficientTestsWaldCoefficientRestrictions…，在 Waldtests窗口设定参数约束条件：c(2) c(3)=1。再按 OK,结果如下图：
由以上实验结果可知，我们仍然不拒绝原假设，原假设为真，即中国该年的制造业总体呈现规模报酬不变状态。
四、实验结论 通过上面实验可以看出，中国某年按行业分的全部制造业国有企业及规模以上制造业非国有企业的资产合计 K 和职工人数 L 的联合对数对工业总产值 Y 的对数有着显着地线性影响。但并非全是由 K、L 影响，还有 20.4%的变化时由其他因素影响的。在规模报酬的分析中可以看出，国制造业在2000 年基本呈现规模报酬不变的状态。
第五篇：水环境容量 错误问题
地表水环境容量计算过程中一些错误问题
从成都地表水环境容量验收会议后，我们对部分省市在具体的水环境容量模型计算过程和中间结果进行了校核和验算，发现了一些具体的技术处理问题，现将对广西、江西、湖南的主要问题汇总如下，以便全国各省市参考：
1．广西
（1）正向计算全部采用了规划院第三版模型，此模型没有二维计算的结果，二维计算在模型中只是起对一维计算结果的校核作用，实际输出的仍然是一维结果。故对二维计算的大江大河应选用可输出二维结果的规划院第五版模型。
（2）模型参数输入时在基本参数表中的全段长度应为计算单元的长度而不是功能区的长度；
（3）排污口及监测点、支流的参数表中流速应全为河流流速而不是排污口及监测点、支流附近的流速。
（4）COD及氨氮浓度均应为水质目标值而非实测值，一些流量等参数与附表中给出的不一致；请核查并对错的进行修改。
（4）采用一维反向计算时，用了如下公式：
W86.4[CsQhCoQheK1Xu]
不对，应改为（见全国水环境容量核定技术指南）：
W31.54[CseK1X86.4uCo]Qh
且在带入节点间距离时应用60％达标控制，即取计算单元长度的40％，而不是带入整长度，请对反向计算作修改。
（4）由广西提供的环境容量计算过程来看，计算工作细分到了各个市去完成，最后进行了汇总，各市计算的原则不一致，出现的问题各有特点，现将不同的问题补充说明：百色市一些一维正向模型计算时输入的一些功能区名称不对，如：左江2－8的剥隘桥下游3KM－公篓应为七塘－江凤等；柳州全用一维反向计算不对（反向计算的公式也错了），对河宽小于200m有排污口的请用规划院模型进行一维正向计算，河宽大于200m的进行二维计算；玉林市一些容量 1
计算结果与附表上给出的不一致。请核查并修改。
2．江西
江西共539个反向计算单元，采用计算公式为：
W＝Q上C上Q下C下25.92（1）式（1）中，Q上为计算单元上断面设计流量；C上为计算单元上断面初始浓度；Q下为计算单元下断面设计流量；C下为计算单元下断面目标浓度； 25.92为全年换算系数，以300天计。
江西反向计算问题：
（1）计算单元上断面采用实测值，下断面采用功能区划水质目标上限值，上下游交接断面水质浓度不衔接；需统一采用功能区水质目标值计算。
（2）未采用一维模型，式中并未出现衰减系数k；
（3）计算结果全河段超标，应控制达标河长比例不低于60％。
应改为：W31.54[Cse
3.湖南
湖南省地表水环境容量报告在编写过程中是应用年三月发布的第三版河流水环境容量分析系统进行容量计算的，在对其具体计算过程进行较核中发现一下问题：
（1）计算软件中排污口数据中修改前和修改后的COD和氨氮浓度一样。
（2）计算软件中主界面中COD入河量和COD环境容量一样，氨氮入河量和氨氮环境容量也一样。
（3）计算软件中排污口数据和报告附表中主要排污口数据不对应，具体表现在排污口位置不相符合。
解决办法：
针对第一个和第二个问题，用今年三月发布的第三版河流水环境容量分析系统进行容量计算时，计算软件中要注意在输入排污口数据后备份初始数据，即点击软件界面中“备份初始数据”按钮，否则在容量计算后，会出现排污口数据中修改前和修改后的COD和氨氮浓度一样的情况，并在软件主界面中出现COD入河量和COD环境容量一样，氨氮入河量和氨氮环境容量一样的情况。2 K1X86.4uCo]Qh
针对第三个问题，严禁更改排污口数据，如果是因为排污口概化或者数据前后对应问题，请统一理顺有关数据以做到相互对应。
