旁观者效应（精选12篇）
旁观者效应 篇1
一、引言
我国已经逐渐迈入老龄化社会, 65岁及以上老年人达到1.5亿。美国的统计数据显示, 65岁以上的老年人中每年有30%出现过跌倒, 据此估算我国每年将有4000多万老年人至少发生1次跌倒, 而跌倒往往是导致老年人伤残和死亡的重要原因之一。2006年全国疾病监测系统数据显示:我国65岁以上老年人中每10万人中就有近50人是因为跌倒死亡的, 据此推算, 每年就有几万老年人直接死于跌倒。
但是与此相对的却是社会上“扶不起的老人”的风潮, 从“南京彭宇案”到“天津许云鹤案”, 伸出帮助之手的旁观者反被老人讹诈。而在广东佛山的“小悦悦”事件中, 旁观者的冷漠更是令人发指。关于民众的“道德滑坡论”、“旁观者效应”等等说法层出不穷, 而法院对于老人讹诈的两个“荒唐”判例, 更造成了关于“扶老人”社会信任体系的整体垮塌。
本文尝试从博弈论的视角, 对于扶老人的行为进行分析, 首先找出影响参与人双方的道德满足感、法律惩罚、帮助成本、讹诈收益等因素, 建立完全信息动态模型探讨影响老人选择讹诈的原因。接着侧重分析旁观者的道德水平对于博弈的影响, 在不完全信息动态的模型中延续了成本收益分析的思路, 将旁观者的类型加以划分, 得出影响旁观者决策的主要因素, 最后给出相应的政策建议。
二、模型的构建与博弈分析
(一) 完全信息动态模型
1. 模型假设
该模型有如下假定: (1) 旁观者和老人的的最佳行动都是使自己的效用函数最大化, 即双方都是理性的。 (2) 效用函数由两部分组成, 一部分是物质的, 如旁观者为帮助老人花费的金钱、时间等等, 另一部分为心理感受, 如旁观者因为没有帮助老人受到的道德谴责等。物质效用和精神效用两个部分具有线性可加性。 (3) 对于旁观者和老人来说, 双方的选择和收益函数都是共同知识, 双方已知。 (4) 效用传递, 旁观者帮助老人所付出的金钱、时间等等因素能传递给老人。
2. 变量说明
考虑一个老人跌倒, 旁观者经过的情景。对于老人来说, 其行动集为{讹诈, 不讹诈}, 而旁观者的行动集为{帮助, 不帮助}。博弈的时间顺序为:老人跌倒, 旁观者决定是否上前帮助, 如果老人观察到旁观者选择帮助则决定是否讹诈, 博弈结束。
双方的收益函数构建如下:
H———表示旁观者帮助所耗费效用, 并假设此效用能完全传递到老人, 即老人受到帮助时能够同样获得H的效用;
M———表示旁观者在成功帮助老人后道德满足感, 前加负号则表示旁观者因为没有帮助受到的道德谴责 (代表相应的损失) , 此处假设M-H>0;
C———表示老人讹诈可能所得;
e———表示老人的受伤水平;
a———调整系数, 0～1之间, 意味着即使旁观者不帮助, 也存在老人恶意讹诈的情况 (在现实中时有发生) , 此时旁观者的损失为老人讹诈损失乘以调整系数, 加上道德心情损失。
3. 模型建立
根据上面的标准式, 将此博弈以博弈树的形式描绘如图1所示。
在博弈的第二阶段, 若旁观者选择帮助, 讹诈的收益H+C比不讹诈的收益H高, 所以老人会选择讹诈;而旁观者若选择不帮助, 老人进行恶意讹诈 (比如赖上旁观者或者进行恶意勒索、甚至子女帮助讹诈) 收益-e+C*a也比不讹诈的收益-e高, 因此对于老人而言其最佳策略为 (讹诈, 讹诈) , 若旁观者预测到老人的收益为 (讹诈, 讹诈) , 则第一阶段旁观者选择不帮助的收益-M-C*a比选择帮助的收益-H-M-C的收益高, 因此旁观者最佳策略为不帮助, 因此博弈的逆向归纳解为{不帮助, (讹诈, 讹诈) }。
由于讹诈存在的法律惩罚风险, 接下来我们向模型中添加一个变量L, 其意义是表示老人在讹诈过程中可能的遭受法律惩罚损失。L的大小取决于法律的严格程度, 法律严格程度越大, L的值越大。
此博弈的标准式表述如表1所示。
那么当旁观者选择帮助时, 老人讹诈之后的收益变为H+C-L, 旁观者选择不帮助时, 老人讹诈之后收益为-e+C*a-L。
当法律在搀扶老人相关救助和规定上比较松弛使L的值很小, 如果C*a-L>0 (因为a<1所以C>L) 那么根据逆向归纳法, 老人仍然会选择讹诈, 因为讹诈的收益仍然比不讹诈高。
当法律极其严格时, 即在C-L<0的情况下, 讹诈反而会给老人的收益带来负值, 此时老人严格占优的策略为 (不讹诈, 不讹诈) 。给定老人的最优选择, 旁观者帮助的收益M-H大于其不帮助的收益-M, 因此旁观者选择帮助。在C-L<0, 子博弈精炼解为{帮助, (不讹诈, 不讹诈) }。
4. 结果分析
从模型结果可以看出, L表示了老人在讹诈过程中可能的遭受法律惩罚损失, L的大小取决于法律的严格程度。联系现实, 若法律规定对于讹诈行为有足够的惩罚, 那么老人必然不敢“以身试险”。因此宽松的法律可能是影响老人选择讹诈的原因之一。
(二) 不完全信息模型
旁观者在这个博弈中扮演着重要的角色, 旁观者的帮助与否可能直接决定着老人的生死, 而在广东佛山“小悦悦”事件中, 旁观者的冷漠令社会震惊, 本文设计信号博弈将旁观者的类型分为高道德和低道德, 对旁观者的策略进行分析。
1. 模型假设
模型的假设与完全信息动态模型假设中 (1) (2) (4) 相同, 并添加两条假设: (1) 自然根据特定的概率分布给定旁观者的道德水平高低, 且p (高) +p (低) =1, 老人对于旁观者道德水平高低的推断取决于贝叶斯法则。 (2) 不同道德水平的人其搀扶老人所获得的道德满足感 (M) 值不同。
2. 变量说明
信号博弈的时间顺序为:自然决定旁观者的道德水平是高或者低 (高道德的概率为d, 而低道德的概率为1-d) , 旁观者意识到自己的道德水平, 看到老人跌倒之后, 旁观者决定是否上前帮助, 如果老人观察到旁观者选择帮助则决定是否讹诈, 博弈结束。
对于旁观者来说, 旁观者的类型为{高道德, 低道德}, 旁观者的行动集为{帮助, 不帮助}, 对老人来说, 其行动集为{讹诈, 不讹诈}。在这里, 高道德和低道德影响了旁观者的决策, 高道德的人或许会倾向于帮助老人, 获得较高的道德满足感 (即M值) , 而低道德的人可能对帮助老人没什么兴趣。但同样, 高道德的人会因为害怕受到讹诈而选择不帮助, 低道德水平的人也可能一时兴起从而选择帮助。
假定M1为高道德的人获得的道德满足感, M2为低道德的人获得的道德满足感, M1>H>M2。
3. 模型建立
信号博弈模型建立如下, 这一个两类型、两信号的博弈有4个可能的纯战略精炼贝叶斯均衡: (1) 混同于帮助 (2) 混同于不帮助 (3) 分离, 高道德时选择帮助, 低道德时选择不帮助 (4) 分离, 高道德时选择不帮助, 低道德时选择帮助。
我们依次分析这四种可能性并求解一定条件下的纯战略精炼贝叶斯均衡。 (图2表示)
我们假定L很大 (C<L时) , 老人的占优策略是 (不讹诈, 不讹诈) , 此时高道德旁观者的最优策略为帮助, 而低道德旁观者是否选择帮助取决于M2-H和-M2之间的大小, 当M2>H/2时, 低道德旁观者的最优策略为帮助, 使得混同于帮助的精炼贝叶斯均衡存在。由于高道德旁观者总是选择帮助, 因此不存在混同于不帮助和分离均衡 (不帮助, 帮助) 的情况。而当M2<H/2时, 存在分离均衡 (帮助, 不帮助) 。 (表2所示)
4、结果分析
从信号博弈中我们得到两个纯战略精炼贝叶斯均衡:M2>H2, 存在着 (帮助, 帮助) , (不讹诈, 不讹诈) 为混同精炼贝叶斯均衡。当M2<H/2时, 存在着 (帮助, 不帮助) , (不讹诈, 不讹诈) 为分离精炼贝叶斯均衡。对于低道德的旁观者, M2和H之间的大小关系是影响了是否帮助老人的决策, 若帮助别人的成本大于了自己的道德满足感, 最优的结果就是选择不帮助。而随着社会道德水平的下降, 低道德的旁观者越来越多, 由于帮助的成本太高, 而获得的道德满足感太小, 因此对他们而言最优策略是选择不帮助。
假使将L的值变小 (可以考虑接近于0) , 此时老人的最优策略为 (讹诈, 讹诈) , 依照上述的思路再次进行分析, 得到在博弈中仅存的[ (不帮助, 不帮助) , (讹诈, 讹诈) ]为博弈混同的贝叶斯均衡, 这与完全信息模型得出的结果一致。即在法律保障缺失的情况下, 无论高道德还是低道德的旁观者都会对老人摔倒这件事情“避之不及”, L的大小一定程度上解释了当今社会人情冷漠的现象。
当我们假设旁观者的类型不再是自然给定, 而是可以改变的时候, 即使最优策略为 (不帮助, 不帮助) , 高道德旁观者依然要比低道德旁观者承受更多的自我道德谴责, 那么高道德旁观者可能会改变自己的类型使自己变为低道德的人, 从而减少自己的损失, 造成道德水平的滑坡。而同样, 当法律不健全时候, 即使是高道德旁观者也难以承受被讹诈的损失, 同样会选择将自己变为低道德的人从而减少损失。
三、结论及对策
从完全信息动态的模型中, 我们得出法律对于讹诈的惩罚程度对于老人的决策有着重要的影响, 在不完全信息动态的模型中, 我们设计了信号机制, 在高法律水平的情况下, 讨论了旁观者在什么样的条件下才会去敢于帮助老人, 当其帮助老人所获得的道德满足感大于所花费成本的一半时, 即使是低道德的旁观者也愿意去帮助老人。但是若法律机制缺失, 人们不仅会选择不帮助用以自保, 更有可能改变自己的道德类型, 从高道德蜕变为低道德, 从而降低整个社会的道德水平。
就法律规范而言, 应当参考西方“好撒马利亚人法”的规定, 对于帮助者和伤员之间的责任和义务进行明确, 使得帮助者没有“后顾之忧”。就道德规范而言, 应当加强社会道德意识宣传, 提高公民的社会道德水平, 使得人们更愿意也更放心的去帮助他人。
参考文献
[1]David G.Myers, Social Psychology-社会心理学, P363-369.
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[3]Aubin, JP.Mathematical Methods of Game and EconomicTheory[M]NORTH-HOLLAND, 1979.
[4]Fudenberg Drew, Jean Tirole.Game theory[M].Massachusetts:The MIT Press, 1991.
[5]Nash J.‘Non-cooperative games’.Ph.D.thesis 1950
[6]K Arrow, E Colombatto, M Perlman, C.Schmidt.The RationalFoundations of Economic Behaviour[M], 1996
旁观者效应 篇2
10月13日下午，广东省佛山市，2岁女孩小悦悦被汽车撞倒并碾过，7分钟内，18个路人经过，但无一人救助，最后被一个拾荒阿姨救起，但还是在8天后去世。事件发生后，国人纷纷谴责路人冷漠见死不救。后来，有心理专家出来解释说，路人的“冷漠”，其实是心理学上的“旁观者效应”所致
旁观者效应(bystander effect)是社会心理学的一个名词，指的是在紧急事件现场，由于旁观者的存在，个体的利他行为受到抑制，受害者得不到帮助。现场的人越多，人们就越倾向于袖手旁观，受害者获得帮助的可能性就越小。这种现象违背常理，因为我们通常会认为在场的人越多，受害者得到帮助的可能性越大。
“旁观者效应”这个概念的诞生，源于1964年发生在美国的一桩谋杀案。
1964年3月13日凌晨，纽约，28岁的女子吉蒂·吉诺维斯(Kitty Genovese)在自己的住所附近被一个持刀歹徒袭击，整个过程持续了35分钟，由于引起了女子的邻居的注意，凶手一度逃离，但很快又折返继续行凶，最后把她杀死。据报道，她有38个邻居目睹此事，但无一人出手相助或报警。
3月27日的《纽约时报》头版报道了这件事，在美国引起轩然大波。美国民众和媒体展开了关于人性冷漠的大讨论，一批社会评论家也站出来发表高论，认为此案具有重要意义，冷漠已经成为大城市的一个特征，美国社会正在变成一个冷漠的社会。由于媒体不断渲染，事情越炒越大，最后还出了一本书。
这些讨论引起了两个心理学家——约翰·达利(John Darley)和比伯·拉塔奈(Bibb Latane)——的注意。他们研究了所有关于这个事件的报道后，提出了与众不同的解释：无人帮助吉诺维斯的原因恰恰是因为她的邻居多达38个——人越多，就越没有人去帮助受害者。因为责任被分散了。
心理学家毕竟不是慷慨陈词完就了事的社会评论家，他们提出了自己的解释，紧接着就是做实验来验证这种解释。科学上把这种未经验证的解释称为假说。
(二)
达利和拉塔奈找了一些纽约大学的学生做被试。按照惯例，他们隐瞒了实验目的。实验者告诉这些大学生，找他们来是为了了解他们的大学生活。实验的过程是，每位学生单独呆在一个房间里，相互之间用实验者提供的通讯工具通话，这种装置每次只允许一名学生讲话，其他所有学生都能听到他的讲话。每个学生有2分钟的讲话时间。
实验者把学生分为三组，让他们处于三种不同的实验条件下——这是这个实验的关键所在。第一组的学生被告知他们只能与另外一个人交谈(二人组);第二组的学生被告知他们将与另外两个人交谈(三人组);第三组的学生被告知他们将与另外五个学生交谈(六人组)——当然，这又是实验者的“骗术”，实际上，每组只有一个学生作为真正的被试，其他声音都是录音。
实验开始后，被试首先会听到一个男生在讲话，他谈了一些自己的大学生活，然后提到自己有癫痫病史，尤其在压力大时容易发作。他讲完后，轮到下一个学生讲话，在第一组中，就是轮到被试讲话，而在另二组中，可能是另外一些“学生”讲。一轮下来之后，又轮到第一个“学生”讲话，此时突发事件发生了——该“学生”开始讲话不久就“癫痫发作”，断断续续地发出一些求救的声音：“……我的癫痫就要发作……我需……要一些……帮助，如果有人愿意帮助我……(哽咽声)我要死了，帮……助癫痫……”
面对这个突发事件，三组的被试会有怎样的不同反应?
实验结果是：当被试相信有其他人在场时，出手帮助的概率大大减小。第一组(二人组)有85%的被试实施了帮助行为——离开其所在的房间，向实验者报告情况——而第三组(六人组)只有31%的被试这么做。被试采取行动的反应时间也有显著差异：第一组的平均反应时间不到一分钟，而第三组接近三分钟。
实验结果清楚地显示，无论是提供帮助的可能性，还是提供帮助的及时性，都随着“在场”人数的增多而迅速递减。两位心理学家把这种现象叫做“旁观者介入紧急事态的社会抑制”，简称“旁观者效应”。
为什么会这样呢?这其中的机制之一就是“责任扩散”(diffusion of responsibility)。
面对突发事件，如果只有自己一个人在场，我们就会感到自己有帮助受害者的责任;而如果还有其他人在场，这种帮助受害者的责任就会扩散出去，觉得帮助受害者不是自己一个人的责任。在场的人越多，这种责任扩散就越厉害;在场的人越多，在场的每个人就觉得自己出手帮助的责任越小。
面对突发事件，在旁观者众多的情况下，每个人都在有意无意地等待别人行动，而自己处于观望状态。每个人都以为别人已经提供帮助(别人已经帮了，用不着我了)，或将会提供帮助(我不帮，总有人会帮)，或应该提供帮助(别人都不帮，我为什么要帮)。这样的情形最终导致了旁观者的集体冷漠，而酿成悲剧。
在旁观者众多的情况下，不仅帮助受害者的责任感扩散了，而且不帮助受害者的自责和内疚感也扩散了。“谁都有责任”最终变成了“谁都没有责任”。
学习中的“旁观者效应” 篇3
旁观者效应不仅存在于社会生活中，也存在于教育的过程中。
现在的小学教师为了督促学生完成作业，提高学生成绩，进行了全家总动员。不仅要求家长给孩子的作业签名，还要求家长帮助孩子检查作业，对孩子进行课后辅导。这种做法的出发点是好的，但是很多学生通常都是草草地完成作业，然后把作业本给父母，似乎作业写得好与不好，题做得对与不对都是父母的事情，与自己无关。家庭作业因为有父母的检查而没有出大问题，而当考试来临时，考不好则归结于没有父母帮忙检查试卷。家长的参与，导致孩子把学习中的一部分责任转移给了父母，造成了学习责任的分散。
为了提高孩子的学习成绩，父母常常给孩子报名参加各种课后辅导班。而这种行为本身也造成了孩子学习责任的分散。家长给孩子报辅导班的本意是希望孩子在原有成绩的基础上查漏补缺，或者有更大的提高。原本需要通过上课听讲掌握学科知识，但因为有课后辅导班，孩子就形成了依赖心理，不重视课堂听讲，不能有效地掌握课堂内容，这也是一种典型的学习责任分散。很多家长都发现了这样的问题：刚开始参加辅导班时，孩子成绩确实有提高，但随着时间的推移，成绩却没有太大的进步，原因就在于此。
上课认真听课、课后认真完成家庭作业，这本来是每一个学生应尽的责任。而现在由于家长和辅导班的参与，学生自己承担的学习责任大打折扣。我从孩子上幼儿园起就给孩子灌输这样一种观念：每个人都有自己应尽的责任与义务，妈妈和爸爸的任务是工作，供养你上学读书；你的任务是和小朋友一起好好玩耍，交朋友；当你进入小学，你的任务就是好好学习，我们可以帮你在作业本上签字，但是不会帮你检查作业，也不会给你额外的课后辅导。让孩子从小就明确：学习是自己的事情，与他人无关。
从小培养孩子的学习责任感是至为重要的，而这种责任感的培养首先需要老师和家长转变观念，要勇于放手，把学习责任归还给学生，警惕学习中“旁观者效应”的出现。
（作者单位：山东省威海市第二中学，威海，264205）
旁观者效应 篇4
一个企业的声誉不仅受其自身行为的影响,而且受其他相关企业声誉的影响。这种声誉的溢出已经跨越了企业的边界。比如2008 年三鹿集团三聚氰胺事件最终导致其走向破产,而且使中国奶制品企业普遍受到人们质疑。在这里,我们把实际发生声誉危机的企业称为发讯企业( messenger company) ,把被影响到的企业称为受讯企业( receiver company)[1]。在上述例子中,三鹿可被视为发讯企业,中国其他奶制品企业可被视为受讯企业。本文将受讯企业与发讯企业同方向的声誉影响称为声誉传染效应,将受讯企业与发讯企业反方向的声誉影响称为声誉竞争效应[2]。危机事件对同行业企业的声誉影响可能是传染效应也可能是竞争效应。
现有文献中关于溢出效应的相关研究主要有以下三个发展方向: 一是FDI的溢出效应,二是资本市场的溢出效应,三是信任市场的溢出效应。FDI的溢出效应的研究主要在技术差距、市场环境、子公司与当地厂商的关系,其中与技术差距有关的溢出效应属于示范———模仿———传播型,受市场环境、MNC子公司与当地厂商相互影响的溢出效应属竞争型。资本市场溢出效应认为事件的经济后果一般分为竞争效应和传染效应,竞争效应反映投资者对受训企业的质疑[2],传染效应反映客户需求转移带来的财富重新分配。目前支持传染效应的文献居多,而支持竞争效应的文献数据少些。信任市场溢出效应的研究主要在企业社会责任、产品广告名人效应、供应链信任。费显政等( 2010) 指出企业社会责任溢出具有 “一荣俱荣,一损俱损” 的传染效应[1]; 何浏等( 2011) 指出明星代言产品会给该产品带来正的市场效应,同一款产品由不同明星代言,则不同明星代言产生效应会叠加[3]。由于信任风险传染效应的存在,粱钟元( 2012) 验证了供应链中信任风险传染效应的存在。
尽管关于溢出效应的研究已很有成就,但是关于声誉溢出效应的研究却并不多。Barnett和Hoffman ( 2008) 指出企业声誉不仅受该企业自身的行为的影响,还受其他企业行为的影响,即企业间声誉具有相互依赖性[4]。一个企业受危机事件影响所引起的声誉变化可能会超越其公司边界而影响到行业中其他企业[5],并且这种影响受该企业自身的显著性及事件发生的频率和企业间竞争程度的影响[6]。因此,本文根据已有研究,重点考察声誉危机的溢出效应,并且探讨行业中受讯企业的特征如何受这些效应的影响。
二、理论基础与研究假设
本文以制度理论和资源基础观为理论基础来解释声誉危机溢出效应。制度理论认为组织通过形成相似的结构和进行相似的活动来维持其在一个群体中的重要身份[7]。在一个领域中共同的认知价值观有助于塑造组织行为[8],这些行为反过来会影响组织声誉。制度理论还认为一个企业的声誉受其所在行业的企业共同遵守的合法性标准的影响很大。从这一点来看,当发讯企业的声誉受到破坏时,这种声誉破坏会影响到与发讯企业有共同领域层企业的合法性( field - level legitimacy) 。同时,资源基础观认为企业的竞争优势来自其有价值的,即独特的和稀缺的资源[9]。在资源基础观看来,声誉就是企业的一项无形资产。Barnett指出“竞争优势源于独特性,而独特性由声誉来测量”[9]。和制度理论强调企业领域层合法性不同,资源基础观强调的是企业公司层的合法性( firm -level legitimacy) 。当利益相关者给A企业的评价高于其他企业时,那么A企业相对于其他企业就具有声誉的优势,如果其他企业加强自身的声誉,就会减小这种声誉差距,进而减弱A所具有的竞争优势。换句话说,企业的声誉受其他企业声誉的影响。基于以上分析,可以看出这两个理论都强调竞争与合作的内在联系[10],并且为理解组织声誉动态性和组织领域合法性提供了奠定性的基础[6]。
基于以上两种理论,本文选择食品行业中几起食品安全事件为研究对象,来研究声誉危机的溢出效应。与本文较相近的一篇实证分析文章是Goins和Gruca ( 2008)[6]针对企业裁员事件,通过验证受讯企业累计异常收益率与发讯企业累计异常收益率之间的关系来说明声誉危机的溢出效应。本文基于其研究方法,并在此基础上讨论企业行业地位显著性和企业专业性对声誉危机溢出效应的影响。
( 一) 传染效应和竞争效应
我们将企业声誉定义为各个利益相关者对企业自身特点和企业以其资源创造价值的能力的一种综合评价[8]。当一个企业发生食品安全危机事件,这个事件不仅预示着该企业的一些信息,还预示着影响其他企业价值的经济条件和环境条件的信息,利益相关者会根据这些信息来重新判断与自己相关的企业。因此,食品安全危机事件的信息传播就会超越发讯企业的边界影响到行业中的其他企业。这种信息传播对企业间声誉的影响会同时存在两个相反的方面———积极的和消极的。一方面,由于这些资源的稀缺性,同一行业的企业必须通过竞争来获取人才和投资者[11]。当竞争占主导地位,发讯企业的声誉受到负面影响时,竞争对手就具有相对优势来获得稀缺资源,从中得到益处,这就是竞争效应。在2008 年的三鹿奶粉事件中,而三元奶粉因没有测出含三聚氰胺的奶粉而获得发展机会,目前已经成为一家大型的食品加工公司。另一方面,由于资源的相似性,同一行业的企业面临相同的技术环境和制度环境,这种共享的环境给声誉效应的传播提供了另一种机制。前面我们提到,利益相关者会根据行业信息对企业做出评价。而危机事件带来的不确定性和模糊性会改变利益相关者对与其相关企业原有的评价,当利益相关者再次对企业做出评价时,就会根据企业间的相似性来做出判断,这样发讯企业的声誉危机就给行业中其他企业带来消极影响,使行业中的其他企业同样面临声誉危机,这就是传染效应。比如,2008 年三鹿奶粉事件引发的中国食品行业产品质量信任危机,使乳制品行业陷入生产、销售困境。所以,信息传播带来的这两种截然不同的效应将发展成竞争效应和传染效应[12]。因此,本文提出假设1。
假设H1a: 发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来传染效应。
假设H1b: 发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来竞争效应。
( 二) 受讯企业显著性的调节作用
市场会自发的分出领导者和追随者。领导力和显著性有很多种测量的方式,规模大的企业经常被视为市场领导者[13]。换句话说市场领导者往往在行业中具有显著性地位,这种显著性使企业与更多的利益相关者有关联。当行业发生危机事件时,利益相关者,特别是有实权的利益相关者,会影响市场经济的游戏规则,甚至通过要求政府干预来保护自身的利益,从而使显著性企业免受风险的影响。由此,地位显著性强的企业相对于其他企业来说,会多一层保护。此外,显著性强的企业往往具有雄厚的资金,在遇到危机事件时,更具有战斗力,从而使其有能力脱离危机。比如,在360 和腾讯大战中,腾讯企业以其显著的行业地位以及雄厚的资金支持,最终获得这场漫长 “战争”的胜利。
由于危机事件的传染效应给其他企业带来消极的影响,而企业显著性地位对企业有保护作用,所以受讯企业行业地位的显著性会减弱这种传染效应。同理,由于危机事件的竞争效应给其他企业带来积极的影响,所以受讯企业行业地位的显著性会增强这种竞争效益。因此,我们提出假设2。
假设H2a: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是传染效应,那么这种效应随受讯企业行业地位显著性的提高而减弱。
假设H2b: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是竞争效应,那么这种效应随受讯企业行业地位显著性的提高而增强。
( 三) 受讯企业专业性的调节作用
最近一些研究指出组织身份与其是专业性的还是综合性的有关。如Carroll和Swaminathan( 2000)[14]研究发现,即使在综合型啤酒酿造商提高所生产啤酒的质量后,专业性啤酒酿造商依然能保持成功。Zuckerman和Kim ( 2003)[15]指出在类别系统的企业中,追求专业化是最重要的战略。专业化的形象可以提高企业在其专业领域的权威,使利益相关者认为其在此领域更专业。在中国,当提到冰箱时,人们首先想到的是海尔,当冰箱市场出现危机时,会有更多的消费者选择海尔。因为海尔冰箱已经成为一种品牌,当市场出现不确定性事件时,人们更愿意选择专业性强的海尔。
以上分析表明专业化将有利于企业的声誉,企业专业性会保护企业免受负面信息传播的影响。所以当发生传染效应时,受讯企业的专业化程度强,会减弱这种传染效应; 当发生竞争效应时,受讯企业的专业化程度强,会进一步加强这种竞争效应。因此,我们提出假设3。
假设H3a: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是传染效应,那么这种效应随受讯企业专业化程度的增强而减弱。
假设H3b: 如果发讯企业声誉危机事件的信息传播将给受讯企业带来的是竞争效应,那么这种效应随受讯企业专业化程度的增强而增强。
三、研究方法
( 一) 研究方法和样本选取
本文采用事件研究法。事件研究法是一种利用上市公司股票价格的波动来研究某事件所带来的影响。其最重要的是选择两个事件窗口期,确定一个估计期,计算异常收益率( Abnormal returns,简称AR) 和累计异常收益率( Cumulated abnormal returns,简称CAR) 。
Goins和Gruca ( 2008)[6]选择1 天窗口( - 1,1) 和10 天窗口( - 5,5) 作为两个事件窗口期,1 天窗口可以使我们获得及时效应,而10 天窗口保证在窗口期内既能放宽市场高效率的假设,又能排除其他的竞争事件。本文采纳他们的方法,选择1 天窗口( - 1,1) 和10 天窗口( - 5,5) 作为两个事件窗口期,同时由于估计窗口期和事件窗口期不能交叉,所以本文选择事件发生日的前70 天至前6 天为估计窗口期。首先将估计窗口期的收益率进行回归得出市场模型( 1) ,再运用市场模型计算出事件窗口期正常的期望收益率。
其中,Rmt为第t日市场收益率,在本文中,对于深证交易所的上市企业,本文运用深证综合指数收益率,对于上证交易所的上市企业,本文运用上证综合指数收益率; Rit为股票i在第t日的实际收益率; εit表示随机误差项。
异常收益率是事件窗口期实际收益率和期望收益率的差,如公式( 2) 所示:
其中,ARit是股票i在事件窗口期第t日的异常收益率,Rit是股票i在事件窗口期第t日的实际收益率,E( Rit) 是股票i在事件窗口期第t日的期望收益率。
累计异常收益率是事件窗口期内每天异常收益率的和,如公式( 3) 所示:
由于并非事件窗口期内每天的异常收益率都可以得到,所以为了保持一致性,本文用平均累计异常收益率来代替异常收益率指标。平均累计异常收益率是累计异常收益率除以N ,如公式( 4) 所示:
其中,CARi( t1,t2) 为股票i在事件窗口期第t1天到第t2天的累计异常收益率,N表示天数,表示股票i在事件窗口期第t1天到第t2天的平均累计异常收益率。
本文以2000 - 2014 年的所有食品安全事件来分析,通过整理新闻报道,并且剔除非上市公司食品安全事件和非大陆上市公司食品安全事件,最终选取7 件上市公司食品安全事件: 2007 年11 月1 日的五粮液幸运星糖精超标事件,2011 年3 月15 日的双汇瘦肉精事件,2012 年6 月14 日的伊利奶粉含汞门事件,2012 年8 月24 日古井贡酒酒精勾兑事件,2012 年9 月7 日的光明牛奶变质门事件,2012 年11 月19 日酒鬼酒 “塑化剂” 事件,2013 年7 月21 日的南山奶粉事件。本文通过主营业务相同或相似来确定相关企业,其中与宜宾五粮液股份有限公司相关的企业有21 个,与双汇集团相关的企业有22 个,与伊利集团相关的企业有11 个,与古井贡酒有关的企业有21 个,与光明集团有关的企业有11 个,与酒中酒集团有关的企业有21 个,与南山奶粉有关的企业有11 个,最终获得118 个上市公司的数据,这118 个上市公司数据全部来自上证交易所和深圳交易所。原始数据来源于CSMAR ( 国泰安) 数据库。
( 二) 研究变量的设定与测量
1. 自变量: 发讯企业的平均累计异常收益率( messenger company’s average cumulated abnormal returns,简称MACAR) 。Goins和Gruca[6]用裁员企业的累计异常收益率作为自变量来研究裁员企业的裁员事件对为裁员企业的声誉影响,本文采纳其方法选择发讯企业的ACAR为自变量来研究发讯企业的声誉危机对受讯企业声誉的影响。
2. 因变量: 受讯企业的平均累计异常收益率( receiver company’s average cumulated abnormal ruturns,简称RACAR) 。在事件研究法中,将异常收益率作为因变量来研究声誉已经得到运用,并且Goins和Gruca在2008 年时候运用为裁员企业的累计异常收益率作为因变量,本文采纳其方法选择受讯企业的ACAR作为因变量。
3. 调节变量:( 1 ) 受讯企业的显著性( receiver company’ s prominence,简称RP) 。对于受讯企业的显著性,本文用企业规模来衡量,因为企业的规模越大,该企业在行业中的地位越是显著。对于企业规模的衡量,本文根据以往的研究,用企业员工数来衡量企业规模,即企业的显著性。企业员工数量越多,该企业的显著性越强。 ( 2) 受讯企业的专业性( receiver company’s specialism,简称RS) 。Dobrev et al. ( 2002) 曾用给定年限所生产的所有汽车模型机器容量的范围来测量专业化。本文采纳Dobrev et al. 的方法,本文选择企业在给定年限生产的产品和服务所跨的行业来衡量食品制造企业专业性。一个企业的所跨行业意味着该企业的市场范围和企业的竞争战略,因为经营范围直接影响企业的市场和产品的品质。专业性企业所跨的行业通常比一般化企业要少,因此某食品制造企业所跨的行业越少,该企业的专业性越强。
4. 控制变量: ( 1 ) 发讯企业的显著性( messenger company’ s prominence,简称MP) 。Tyersky和Kahneman在1974 年指出组织在网络中的中心地位会增强信息的传播,进而使公众对信息更熟悉。Tieying Yu ( 2008) 也曾指出组织在网络中所处的地位会对其他企业有影响。基于以上结论,本文选择发讯企业的显著性为控制变量。其测量方法与受讯企业显著性一样,同样用企业人员数量来测量。 ( 2) 总资产净利润率ROA。众所周知,企业的前期盈利能力会影响企业的股票价格,所以本文将受讯企业的ROA作为控制变量。用ROA来表示受讯企业的前期盈利能力,ROA越高,说明企业的前期盈利性越好。本文用受讯企业前三个季度的ROA的平均值来表示其前期盈利能力。( 3) 受讯企业总资产( receiver company’ s total asset,简称RTS) 。企业的总资产会影响股票的价格,进而影响股票收益率。所以本文选择受讯企业的总资产作为控制变量,并且以受讯企业前三个季度的总资产的平均值来衡量。 ( 4) 受讯企业的股权集中度,用OC表示。杨兴锐在2014 年指出,股权集中度会影响累计异常收益率。所以本文选择股权集中度为控制变量,并且用事件发生日前一期的前五大股东持股比例来衡量。 ( 5) 受讯企业的国家所有制,用SO表示。杨兴锐( 2014) 在其论文中指出,国家所有制形式会影响累计异常收益率,所以本文选择国家所有制为控制变量。国企取值为1,民企取值为0。 ( 6) 事件发生次数,用Times表示。Goins和Gruca[6]指出,裁员事件发生的次数会影响声誉的溢出效应,所以本文将事件发生次数作为控制变量。本文用自2000 年到事件发生日之间的事件发生次数来衡量。
表1 为本文所选取变量的指标定义。
注: N = 118,图表中所列数值为变量间的相关系数。***p < 0. 01,**p < 0. 05,* p < 0. 1,双尾检验。
( 三) 模型设计
基于以上假设和变量定义,本文的模型设计如下:
在方程中,RACARi表示受讯企业的平均累计异常收益率,其中i = 1,5 ; MACARi表示发讯企业的平均累计异常收益率,其中i = 1,5 ; RP表示受讯企业的规模,RS表示受讯企业的专业性,MP表示发讯企业的规模,ROA表示受讯企业前期总资产利润率,RTS表示受讯企业总资产,OC表示受讯企业的股权集中度,SO表示受讯企业的国家所有制,Times表示事件发生次数; βi表示待估回归系数,其中i = 1,2,…,11 ; ε 是随机项。
四、实证分析
本文运用统计软件stata12. 0 对样本数据进行各变量的描述性统计分析、变量间的相关性分析,通过OLS回归分析对假设进行检验。
表2 是所有变量的描述性统计和相关系数矩阵,从中可以看出所有因变量、自变量、调节变量和控制变量的相关系数均小于0. 700,说明各变量间的多重共线性并不严重。为了进一步诊断模型的多重共线性,我们对其进行了方差膨胀因子( VIF) 分析,结果显示,VIF的最高值为5. 143,小于其基准值10,因此可以判断该模型不存在多重共线性问题。Pearson相关系数显示,因变量受讯企业CAR1与自变量受讯企业CAR1呈现显著负相关关系,因变量受讯企业CAR5与自变量受讯企业CAR5呈正相关关系,但是显著性很弱。因变量受讯企业CAR1与控制变量受讯企业总资产,受讯企业所有制形式,受讯企业ROA及事件发生次数呈现正相关,与控制变量受讯企业股权集中度,发讯企业的显著性呈负相关。因变量受讯企业CAR5与控制变量受讯企业总资产,受讯企业股权集中度及事件发生次数呈正相关,与控制变量受讯企业所有制形式,发讯企业显著性以及受讯企业的ROA呈负相关。因变量受讯企业CAR1与调节变量受讯企业的显著性呈正相关且显著,与调节变量受讯企业的专业性呈负相关且显著。因变量受讯企业CAR5与调节变量呈正相关,但是不显著。回归分析的结果在表3 列出。
注: N = 118,图表中所列数值为回归系数,括号内为标准误。***p < 0. 01,**p < 0. 05,*p < 0. 1,双尾检验。
表3 为( - 1,1) 天窗口期回归模型。模型1是对控制变量的检验,模型2 是对假设1 的检验,模型3 和模型4 是对假设2 的检验,模型5 和模型6 是对假设3 的检验。从表中看出, ( - 1,1 ) 天窗口期的总模型匹配是显著的。其中,模型1 的F值( 3. 17) 在99% 的水平上显著,模型2 - 模型6的F值在95% 的水平上显著。从表中可以看出,模型1 - 模型6 的R2均在20% 左右,调整后的R2均在20% 以下。从模型1 中可以看出,受讯企业ROA与因变量受讯企业ACAR1呈正相关,但不显著。但是在加入自变量和调节变量后,受讯企业ROA与因变量受讯企业ACAR1呈现负相关,并且显著,所以控制受讯企业ROA这个变量是很有必要的。控制变量受讯企业所有制形式,发讯企业的显著性,事件发生次数在6 个模型中都显著正相关。这可能是由于企业所有制形式会部分影响企业的效率,国企的效率相对于民企来说可能会稍微低一些,同时发讯企业的显著性和规模会影响整个事件的发展,利益相关者对食品安全事件越来越关注。从模型2 中,可以看出主效应呈现显著负相关( β = - 0. 250,p < 0. 05) ,即当发讯企业声誉变差时,受讯企业的声誉是变好的,由此假设H1b得到验证,假设H1a在本模型中不能得到解释。模型4 是加入交互项发讯企业ACAR1× 受讯企业的显著性之后的结果,可以看到受讯企业的显著性会增强声誉溢出的竞争效应( β = - 0. 261,p < 0. 05) ,因此假设H2b得到验证,但是没有理由支持假设H2a。模型6 是加入交互项发讯企业ACAR1× 受讯企业的专业性之后的结果,在此受讯企业的专业性的调节作用并未得到验证( β =0. 074,p > 0. 1) ,所以假设3 并未得到支持。
注: N = 118,图表中所列数值为回归系数,括号内为标准误。***p < 0. 01,**p < 0. 05,*p < 0. 1,双尾检验。
表4 为( - 5,5) 天窗口期回归模型。模型1是对控制变量的检验,模型2 是对假设1 的检验,模型3 和模型4 是对假设2 的检验,模型5 和模型6 是对假设3 的检验。模型1 的F值( 3. 42 ) 在99% 的水平上显著,模型2 - 模型6 的F值均在95% 的水平上显著,可以看出( - 5,5 ) 天窗口期的总模型匹配是显著的。模型1 - 模型6 的R2均在25% 左右,调整后的R2均在20% 以下。从模型2 中可以看出, ( - 5,5) 天窗口同样验证了假设H1b,即声誉危机溢出效应是竞争效应。模型4 中交互项发讯企业ACAR5× 受讯企业的显著性的系数不显著( β = - 0. 225,p > 0. 1) ,说明假设H2b未被得到验证。模型6 中交互项发讯企业ACAR5× 受讯企业的专业性的系数显著( β = 0. 250,p <0. 05) ,说明受讯企业的专业性会加强声誉溢出的竞争效应,从而假设H3b得到验证。模型4 和模型6 的结果与( - 1,1) 天窗口期的结果不同,可能是由于危机信息在传播的过程中从模糊逐渐走向明朗的原因。随着危机事件的澄清,利益相关者最终会更加信赖专业性强的企业。
五、讨论与展望
本文证明了利益相关者对企业声誉的评价受行业中其他企业行为及利益相关者对这些行为解释的影响,得出声誉危机的溢出效应是竞争效应的结论: 在1 天窗口期内,受讯企业的显著性即受讯企业的规模的提高会增强其所受的竞争效应;在( - 10,10) 窗口期内,受讯企业专业性会增强这种竞争效应。本文的结论与Goins和Gruca得出的结论相悖,这可能是由于食品制造业这个行业的特殊性。第一,食品安全与人类健康息息相关,所以利益相关者们对这个行业的关注度非常高,一旦某一企业发生食品危机,利益相关者们对这个企业的信任将很快瓦解,转而寻求与其类似的企业产品或是替代品。第二,人们对食品的需求是刚性的,即使出现食品危机,人们也会消费这种食品。这样一个企业的声誉危机就给行业中的其他企业带来机会。而且,由于 “马太效应” 的存在( 人们倾向于选择规模大的企业即人们会认为规模越大越好的企业越能够生产好产品,当出现危机事件时,人们在心理上会更相信规模大的企业) ,使得行业地位显著性高的企业拥有更大的优势。
本文也存在一些缺陷。其一,本文的观测样本数据很少。虽然最近几年在我国出现过很多次食品安全事件,但由于很多都不是上市公司,所以本文无法对其进行研究。其二,本文选取的事件,大多是非系统性的事件,所以它不能显示出系统性事件在不同的窗口期会有怎样的效应。在以后的研究中,我们可以把危机分为系统性危机和非系统性危机来研究其传染效应和感染效应。
尽管存在以上的缺陷,但本文依然对理解组织领域声誉的动态性有理论意义。企业在对外部利益相关者资源竞争的同时又要保持自身的声誉,这种情形给组织领域成员创造了一种二元现象。行业竞争者不仅在要素市场和产品市场竞争,而且由于企业间的相互依赖性,在金融市场上会共享信息。一个企业的行为会对外界发出信号,各个企业的利益相关者通过这些信号来评价企业的价值。因此,在利益相关者看来,危机事件对企业声誉的影响,不仅仅局限于企业自身,而且会影响到其他企业。本文探讨了企业外部环境中的意外事故对组织声誉动态性的影响,增强了将企业外部环境中意外事故纳入声誉实证研究的重要性。本文通过制度理论和资源基础观的视角,探讨了合作和竞争这两种力量是怎样协调作用于企业产出的。这两种力量随着时间的推移会起到不同的作用。Barnett在2006 年理论上指出组织在竞争时期和合作时期行为的转变。
本文对管理者也有一定的启示。以往一直以为组织声誉来自组织内部管理控制,但利益相关者对企业声誉的评价并不仅仅只受管理控制的影响,同时受行业中其他企业行为的影响,这就要求管理者要能够敏锐地意识到竞争者的行为。当发生突发事件时,受讯企业要能够迅速作出反应,提供证据证明其与发讯企业的不同之处,从而免受危机事件对其的影响或减轻危机事件对其的影响。
摘要：本文从食品制造企业行业地位显著性和企业专业性两方面对危机事件的声誉溢出效应进行探讨,证实了声誉危机的溢出效应表现为竞争效应,具体而言,在(-1,1)窗口期内,受讯企业地位显著性越强,声誉危机的竞争效应越强;在(-10,10)窗口期内,受讯企业专业性越强,声誉危机的竞争效应越强。
旁观者效应 篇5
原标题：
腐败是世界性现象，在反腐败警钟长鸣中，“破窗效应”与“寒蝉效应”值得关注。所谓“破窗效应”是，一个房子如果窗户破了，没有人去修补，隔不久，其他的窗户也会莫名其妙地被人打破。由此类推，一个腐败横行的地方，人们对腐败司空见惯，甚至群起仿效，变本加厉。
以欧洲为例。欧盟官方报告称腐败每年给欧洲造成约1200亿欧元损失。欧盟反欺诈办公室不久前公布了1999年至2012年法办公职人员腐败的一组数据：3500起案件，335人入狱，总共服刑900年，平均每年追缴1亿欧元赃款。欧洲的腐败主要来自波兰、保加利亚、罗马尼亚和希腊等东欧和南欧国家。
究其根源，可能是“破窗效应”在作怪。
由于历史和传统原因，希腊的腐败现象最为典型。在欧盟的调查中，高达29％的希腊受访者称在过去一年中曾遭遇索贿。在透明国际调查中，近88％的希腊民众认为本国政府“腐败”或“非常腐败”，在欧盟中垫底。
希腊的“小信封”最为出名。到政府部门办事，塞个“小信封”已沦为常规。要及时看病，得给医生“小信封”；要取得建筑许可，就得给颁证官员“小信封”„„透明国际的调查显示，12％～14％的家庭有过给“小信封”的经历。
希腊全民偷漏税，希腊人做生意不喜欢顾客刷卡和索要收据。为了“收买人心”，政府也纵容“逃税”。按照2009年的纳税记录，全国只有1.5万人申报年收入超过10万欧元。希腊财政部统计，2011年全国约有90万人拖欠税款近411亿欧元。
这几年，在欧债危机为何发源于希腊的反思中，人们认为腐败横行是其中因素之一。所谓反腐的“寒蝉效应”，就是通过民众和媒体监督、纪律问责、司法查处等手段多管齐下，人们对腐败零容忍，让腐败分子始终犹如“寒蝉”，谈腐色变，不敢轻易踏红线一步。前几天，澳大利亚新南威尔士州州长巴里·奥法雷尔因为被控收受水务公司一瓶价值
3000澳元的红葡萄酒而被迫辞职。为了区区一瓶酒而牺牲掉政治生命，其代价之高无疑让所有官员都在踏红线之前都得掂量掂量。
毫无疑问，纪检、司法机构是反腐的主力军，其高举的“达摩克利斯之剑”是巨大威慑。然而媒体舆论在缔造反腐“寒蝉效应”中也发挥了不可替代的作用。
在欧洲，这几年最轰动的当属媒体揪出前欧洲议会议员、奥地利前内政部长恩斯特·施特拉塞尔的腐败案。2011年两名《泰晤士报》记者乔装成说客与恩斯特见面，恩斯特称只要客户每年支付10万欧元好处费，他就能推动修改欧盟法律。记者偷录的全程对话视频引发欧盟与奥地利的反腐风暴，恩斯特最终被判入狱4年。
媒体在保证德国反腐“洁癖”中发挥着更大作用。从前总统伍尔夫的房贷优惠，到前国防部长古滕贝格和前欧洲议会副议长科赫－梅林的博士论文造假，再到前女卫生部长乌拉·施密特的公车私用，无一不是媒体冲锋在前。而且，官员若试图干预媒体监督只会适得其反，伍尔夫就是典型。伍尔夫的下台并不是因为涉嫌利用职权取得房贷优惠，而是因为致电《图片报》管理层和编辑试图干预而被媒体揪住不放，背负着“试图利用职权威胁并阻止言论自由”“失去可信度”的骂名下台。
“登门槛效应”与“留面子效应” 篇6
这种现象被心理学上称之为“登门槛效应”。
一下子向别人提出一个较大的要求，人们一般很难接受，而如果逐步提出要求，不断缩小差距，人们就比较容易接受。人们都有保持自己形象一致的愿望，都希望给别人留下前后一致的好印象，不希望别人把自己看做“喜怒无常”的人，因而，在接受了别人的第一个小要求之后，再面对第二个要求时，就比较难以拒绝了，如果这种要求给自己造成损失并不大的话，人们往往会有一种“反正都已经帮了，再帮一次又何妨”的心理。于是“登门槛效应”就发生作用了：一只脚都进去了，又何必在乎整个身子都要进去呢？
男子求爱，直截了当会吓跑姑娘，从朋友做起，则易达成目标。
一位男士遇到一位令自己心仪的女孩子，如果他马上直截了当地要与对方结为夫妻、共度一生，恐怕女孩子会在惊讶之余，对其避之唯恐不及。大多数男士不会这么莽撞冒失，他会邀请她一起吃饭，看电影，逛公园，等等，这些小要求实现之后，才顺理成章提出求婚。
做父母的望子成龙，但人才的培养只能循序渐进而不可能拔苗助长。尤其是对于年龄较小的孩子，可先提出较低的要求，待他(她)按要求做了，予以肯定，表扬乃至奖励，然后逐渐提高要求，逐渐实现他（她）的人生目标。
当顾客选购衣服时，精明的售货员为打消顾客的顾虑，“慷慨”地让顾客试一试，当顾客将衣服穿在身上时，他称赞该衣服很合适，并周到地为你服务，在这种情况下，当他劝你买下时，很多顾客难于拒绝。
二
与此相对，买东西，我还发现另外一种现象。
比如，你在市场相中了一件衣服，一问价钱居然要 300块。你打定主意这件衣服最多出180元。“对半砍”总不会错。
“150元。”“那卖不起，我连本钱都没有收回来，实在亏大了。这样吧，你再加一点，我就算给你带一件。”“我最多出180元。”“成交！”你正偷着乐，以为只有自己掌握另外“秘笈”，其实精明的商家早就在暗暗地运用此策略了。是什么策略呢？
心理实验证明“留面子效应”的存在，想得寸先要尺，往往能实现目标。
心理研究者查尔迪尼等人曾做过一项被称为“导致顺从的互让过程”的研究。研究人员将参与实验的大学生分成两组，对于第一组大学生，研究要求他们带领少年们去动物园玩一次，需要两个小时，但只有1/6的学生答应了这个请求。对于第二组大学生，研究人员首先请求他们花两年时间担任一个少年管教所的义务辅导员，这是一件费时费力的工作，几乎所有的大学生都谢绝了。他们接着提出了一个小的要求，让大学生带领少年们去动物园玩两个小时，不就两个小时嘛，太容易了！一大半学生都答应了这个请求！造成这种现象的原因，心理学称之为“留面子效应”。在向别人提出自己真正要求之前，先向别人提出一个大要求，待别人拒绝之后，再提出自己真正的比较小的要求来，别人答应自己要求的可能性就会增加。
心理学家认为，留面子效应的产生，主要是因为人们在拒绝别人的大要求的时候，感到自己没有能够帮助别人，损害了自己富有同情心、乐于助人的形象，辜负了别人对自己的良好愿望，会感到一点内疚。这时，为了恢复在别人心目中的良好形象，也达到自己心理的平衡，便欣然接受了第二个小一点的要求。
“留面子效应”应用：想借100元钱。先向对方要1000元，易达成目标。
想找朋友借钱。如果你这样问：“嗨，老朋友，借 100块钱花花吧？”得到的回答很可能是：“借钱干什么，我还缺钱呢！”可是，如果这样说：“老同学，我 最近手头很紧，借1000块钱给我救急，行吗？”“什么？我哪有那么多，我也正用钱，最多只能借你100块！”看看，目的是不是也达到了。
“留面子效应”是一面双刃剑，善加利用可以使沟通、交流事半功倍。但应切记：己所不欲，勿施于人。不要为了一己之私，轻易利用他人的心理。
另外，“留面子效应”不是放之四海皆准的，它是否会发生作用，关键在于双方关系的亲密程度，以及你的需求和合理程度。如果既无责任，又无义务，双方素昧平生，却想别人答应一些损对方利益的事情，这时候“先大后小”也是没有用的。
医学情境中框架效应的效应量分析 篇7
1 对象与方法
1.1 对象
以500名男性大学生为研究对象, 平均年龄 (19.46±2.04) 岁。采用集中施测的方法进行试验。2012年10月, 在某校大礼堂完成数据收集。发放问卷500份, 回收500份, 有效回收率为100%。被试者被随机分为10组, 每组被试者仅需回答1道决策问题。
1.2 方法
按照文献[7-10]的区分, 结合医学情境, 自编或改编5套决策问题, 分别采用正、负2种框架描述。被试者回答采用Likert 6点量表形式, 其中“1”表示“肯定会选A”, “6”表示“肯定会选B”。2至5则分别代表两者之间的过渡。
1.3 试验变量
自变量为框架类别×正负框架, 因变量为被试决策。
1.4 统计方法
采用SPSS 16.0进行数据处理。统计方法为独立样本t检验及效应量检验。
2 结果
2.1 属性框架效应
表1描述了属性框架效应。被试在Liker6点量表作答时, “1”表示“非常不好”, “6”表示“非常好”, 数值越大表明被试对该药物的评价越高。如表1所示, 当药品以临床有效率描述, 人们对该药效的评价显著好于以临床无效率描述时对该药物的评价 (t=3.34, P<0.01) 。
2.2 目标框架效应
表2描述了目标框架效应。被试在Likert6点量表作答时, “1”表示“肯定停止食用”, “6”表示“肯定继续食用”, 数值越大表明被试者越不遵从医嘱。如表2所示, 强调不遵从医嘱的危害, 人们的依从性显著好于强调遵从医嘱的益处 (t=2.14, P<0.05) 。
2.3 亚洲疾病问题
表3呈现了经典亚洲疾病问题的框架效应。我们将亚洲疾病问题视为风险框架, 且待选选项等值 (保守方案与冒险方案能获救的人数数学期望一致) 。被试者在Likert 6点量表作答时, “1”表示“肯定选方案A”, “6”表示“肯定选方案B”, 数值越大表明被试越倾向风险方案。如表3所示, 在正框架下, 人们倾向保守;在负框架下, 人们倾向冒险 (t=-2.73, P<0.01) 。
2.4 医疗方案选择
表4描述了风险框架效应 (选项不等值) , 与亚洲疾病问题不同的是, 试验材料中, 手术方案及放疗方案治疗存活率及5年存活率均不一致, 即价值不一样, 不仅考察被试者在不同框架下的风险偏好, 还包括被试对近-远期结果的不同关注。被试在Likert 6点量表作答时, “1”表示“肯定放疗方案”, “6”表示“肯定选手术方案”, 数值越大表明被试越倾向低治疗存活率、高5年存活率的手术方案。结果显示, 当以生存率描述方案前景时, 相比于以死亡率描述方案前景, 人们更倾向于更冒险的手术治疗方案 (t=2.09, P<0.05) 。
2.5 数字框架效应
表5显示, 医学背景信息中的数字框架效应也是显著的 (t=-7.50, P<0.01) , 当操纵数字信息, 也能显著影响人们的决策。被试者在Likert 6点量表作答时, “1”表示“肯定选医生A”, “6”表示“肯定选医生B”, 数值越大表明被试越倾向医生B。
2.6 效应量分析
我们进一步分析5种框架效应的效应量差异。效应量是衡量试验效应强度或者变量关联强度的指标, 它不受样本容量大小的影响, 目前有多重公认的效应量指标。本研究中, 我们采用Cohen d值, 因为其是独立样本研究中最常用的效应量。d= (mean1-mean2) /σpooled, 其中σpooled表示2组比较变量的联合标准差。Cohen早期提出, d=0.2、d=0.5和d=0.8分别对应于小、中、大的效应量, 这3个效应量对应的“2组分布不重叠的比例”分别为14.7%、33.0%和47.4%。5种框架效应量见表6。按照Cohen效应量分类, 目标框架、风险框架属于小效应量, 属性框架属于中效应量, 数字框架效应量最大。
注:Cohen d—Cohen效应量 (d值) 。
3 讨论
本研究验证了前人提出的5种框架效应在医学情境中均存在。属性框架, 正框架描述比负框架描述人们更容易做出积极评价, 这与Levin的研究结论一致:同样一磅猪肉, 80%为瘦肉比20%为肥肉的描述更容易得到积极评价[6]。在目标框架中, 以不遵从医嘱的危险描述相比以遵从医嘱的益处, 前者造成, 更好的依从性。在等值风险框架中, 在正框架下, 人们倾向保守;在负框架下, 人们倾向冒险。在数字框架中, 操纵数字表达, 能够显著影响决策偏好。上述3种框架效应, 均可以基于前景理论解释。前景理论的价值曲线认为, 人们关于获得与损失的心理感受, 并不完全等价于实际得失的价值量, 而是一条类似S型的曲线。价值曲线有3方面特征[1]: (1) 参照依赖。人们关于获得与损失的心理感受决定于相对参照点的改变, 而不是物质得失的绝对量。 (2) 厌恶损失。等值的损失要比收益所产生的心理效用更大。 (3) 敏感性递减。在参照点附近, 人们对损益值的变化特别敏感, 而远离参照点, 敏感性不断下降。在目标框架中, “增加患病可能”可视为受损, “降低患病可能”可视为获益, 人们对前者的敏感程度更高, 自然更容易听从医生的建议。在等值风险框架中, 因为参照点设置不同 (“200人获救”与“400人死亡”) , 虽然逻辑等值, 但决策者对其感受不同。同时, 由于敏感性递减, “200人获救”的造成的获益的心理价值, 高于“1/3的可能600人获救”, “400人死亡”造成的损失的心理价值, 高于“2/3的可能600人死亡”, 基于趋利避害的本性, 人们在正框架下会倾向保守, 而在负框架下趋于冒险。数字框架同样是由于价值曲线的敏感性递减:人们对“191人并未出现视力下降”与“198人并未出现视力下降”的差异不敏感, 而对“3人出现炎症”与“10人出现炎症”的差异敏感, 这就造成了颠倒数字呈现时, 人们决策会更多依据小数字, 而不是大数字。非等值的风险框架效应:存活率描述相比死亡率描述, 人们更倾向于选择冒险但长期获益的手术方案。这是因为, 当以存活率描述方案前景时, 人们更多知觉到机会;而当以死亡率描述方案前景时, 人们更多知觉到威胁。研究表明, 在机会知觉下, 人们倾向冒险;而在威胁知觉下, 人们倾向保守[11]。5种框架效应的效应量存在差异, 属性框架引起的框架效应量最小, 而数字框架效应量最大。基于本研究结果, 我们认为, 医疗决策能够收到框架描述的影响。临床实践中应该注意医学描述的标准化。
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旁观者效应 篇8
人才是人力资源中最优秀的群体, 科技型人才是生产力中最具能动性的因素, 科技型人才在区域之间的流动能够在某一区域内形成科技型人才聚集现象, 而科技型人才聚集在一定的环境作用下能够产生人才聚集效应。科技型人才聚集效应的形成和提升必然要有科技型人才聚集现象。所谓的科技型人才聚集现象是指在一定的时间内, 随着科技型人才的流动, 大量同类型或相关科技型人才按照一定的联系, 在某一地区 (物理空间) 或者某一行业 (虚拟空间) 所形成的聚类现象。它能够使科技型人才科研教育水平提高、交易成本降低, 其主要特征有:空间性、聚类性、规模性。科技型人才聚集现象会产生两种效应:一是科技型人才聚集的经济性效应;二是科技型人才聚集的不经济性效应。科技型人才聚集的经济性效应是指科技型人才在某一区域内按照一定内在联系以类聚集, 在和谐的内外环境作用下, 发挥超过各自独立作用的加总效应。科技型人才聚集的不经济性效应是指科技型人才在流动过程中形成聚集, 但所产生的聚集作用低于各自独立作用的效应。形成不经济性效应的原因主要是科技型人才聚集没有形成科技型人才之间的内在联系、科技型人才聚集的环境不理想、流动性不够强以及在组织内所发生的各种冲突。为了研究方便, 本文将科技型人才聚集的不经济性效应归为科技型人才聚集现象, 而把经济性效应归为科技型人才聚集效应。科技型人才聚集效应总体特征可分为科技型人才聚集的组织效应、环境效应和聚集成员的自身效应。具体特征又可分为:信息共享效应、知识溢出效应、创新效应、集体学习效应、激励效应、时间效应、区域效应、规模效应等8个特征。
创新效应的产生以知识溢出效应为前提, 本文所涉及的创新主要是指知识创新。知识只有通过相互交流与共享才能得到发展, 也只有通过使用才能从现有知识中派生出新的知识。所以, 知识首先要在创新主体之间共享, 然后在创新主体的应用中得到创新, 即产生创新效应。
二、创新效应分析
创新效应是知识溢出效应的联动效应。知识溢出是隐性知识的显现和交流, 与其对应的是显性知识, 显性知识和隐性知识的共享途径和内容都是不同的, 显性知识共享主要通过书刊、电子书、电子邮件等形式传递给外界, 是已成文的知识, 一般不随时间地点的变化而变化。共享介质主要是报纸、书刊、网络等。隐性知识由于深深植根在个体的行为本身, 植根于它赖以形成的环境与情景之中, 难以用编码直接描述出来, 是没成文的知识。它的共享需要通过面对面的交流、启发、学习、模仿以及电视、电话、网络视频等形式来进行, 会因环境、情景的不同而有所变化。共享的内容主要包括个人的经验、技能、技巧、诀窍、价值观、信念、直觉、灵感、洞察力等, 共享介质主要有电话、机器、道具等。显性知识为众多人口占有, 对这些知识进行创新, 难度大, 概率低。而隐性知识不但不具备广泛特征, 相反表现为稀缺性。加上对知识的掌握有差异, 会出现各种各样的创新表现, 形成创新效应。
三、影响创新效应的因素
创新效应产生的前提是知识共享, 知识共享可以使组织内部人员充分利用彼此的知识和经验, 避免不必要的重复思考或劳动, 降低组织成员的培训开支, 激发组织成员的创新意识, 从而推动组织的知识创新。影响创新效应的因素很多, 本文主要从知识的传播途径, 知识溢出主体与接受主体角度来研究创新效应的影响因素。
(一) 知识溢出主体相关的因素
1. 所在区域的科教文化底蕴。
科教文化底蕴是一个区域的文化软环境, 它对科技型人才创新效应的影响是巨大的和潜移默化的。科技型人才接受教育年限较长, 层次较高, 他们的聪明才智能否充分发挥往往取决于科技人才所在区域的科教文化底蕴。良好的区域科教文化底蕴, 可以使科技型人才在这个环境中发展有舞台, 展现他们的“奇思妙想”、激发他们的创新灵感, 产生人才聚集的知识溢出效应和创新效应。
2. 文字表达等能力。
对于显性知识的溢出, 主要与主体的文字表达能力有关, 而隐性知识溢出主要与隐性知识主体的语言表达能力、肢体语言、表情、语调语气、思维敏捷度和清晰度有关。溢出主体的语言表达能力、肢体语言、表情、语调语气能准确表达知识, 则能够提高接受主体的接受水平;溢出主体的思维敏捷度和清晰度高, 对接受主体清晰地掌握溢出信息提供了良好的开端, 同样也能促进创新效应的实现。
另外, 由于溢出主体所传播的隐性知识是个人的经验、技能、技巧、诀窍、价值观、信念、直觉、灵感、洞察力, 所以溢出主体自身的素质高, 通过面对面的交流, 把自身拥有的独特的隐性知识传播出去, 有利于创新效应的实现。
(二) 接受主体相关的因素
1. 接受能力、理解能力、创新能力等。
就接受主体来说, 显性知识创新与隐性知识创新主体的影响因素基本相同, 主要与主体的接受能力、理解能力、吸收能力、创新能力等有关。显性知识的溢出能为接受主体传播大众化知识, 而隐性知识的溢出能为接受主体传播与溢出主体知识水平、经验、技能、技巧等相关的稀缺性知识。但是溢出的信息能否被接受主体吸收, 这就对接受主体的接受能力、理解能力、吸收能力、创新能力等提出了较高的要求。若接受主体各方面的能力较高, 能够将所得知识与自身所拥有的知识有效结合, 并应用于实践, 则有利于创新效应的产生。
2. 科研环境。
科研环境是科技型人才工作的基本环境, 良好的科研环境能够吸引更多更优秀的科技型人才聚集, 而当科技型人才聚集到一起时, 不同区域、文化、知识类型的科技型人才通过交流与协作克服时间和空间的障碍, 使信息成本降低, 产生信息共享效应。人才聚集方便彼此交流沟通、信息共享、经验交流, 使得隐性知识显性化, 有利于更好地挖掘科技型人才的潜力, 进而实现创新效应。
综合考虑, 知识溢出主体和接受主体对创新效应都有很大的影响。若知识溢出主体能准确传达共享信息, 而接受主体能够明确接受并有效应用溢出知识, 则能够放大人才聚集的创新效应。
四、建议和对策
1.加强人才流动, 畅通隐性知识共享渠道。
一方面, 要打破现有人事单位所有制和部门所有制管理权限, 变“单位人”为“社会人”, 使人才能够在全国范围内自由流动, 促使人才聚集现象的形成。人才聚集后, 科技型人才知识共享和信息交流的机会增多, 通过信息交流, 往往能够得到更多、更广泛的知识和经验等, 从而形成较合理的知识结构。合理的知识结构是形成创新能力的基础, 没有坚实的知识积累, 就难以形成丰富的联想和创造性思维。另一方面, 建立创新学习型组织, 科技型人才可以在特定学习环境中, 通过参与活动、反思、会话、交流、协作、问题解决等形式受到潜移默化地影响和培养。如通过学术辩论会、专题讨论会、专家咨询会等等, 这些形式都能在一定程度上促进隐性知识的交流与共享, 使参加者共享时间和空间。所有的表达方式如表情、语言、动作、眼神等都在传递信息, 所有的感觉器官都在接收信息。同时, 交流被及时的刺激和反馈所激发和引导, 许多难以言传的隐性知识在这种交流可以被意会, 隐性知识在这些活动中得到了交流与共享。隐性知识相对于显性知识具有逻辑上的在先性, 是掌握明确知识的向导, 是人认识行为的内在动力并最终决定了人的创造性表现。
2.优化人才创新环境, 转变政府职能。
大力营造引才、重才、识才、爱才、育才、用才的良好社会氛围, 为推进人才强国战略创造良好条件, 并重点优化人才创新创业环境, 确保人尽其才、人尽其用。一是要构建人才创新创业的事业平台。坚持用产业凝聚人才, 用项目吸引人才, 用事业留住人才, 使人才创业有机会, 干事有舞台, 发展有空间。二是切实关心和保护人才。积极引导各类人才树立正确的世界观、人生观、价值观, 自觉加强道德修养, 进一步发扬奉献拼搏、团结协作和诚实守信的精神, 不断在实践中完善自己、在竞争中提高自己、在奋斗中充实自己。三是放宽科技人才创业投资领域。允许各类科技人才以各种形式, 在国家没有限制的所有领域投资创业, 鼓励企事业单位的科技人才停薪留职, 领办创办经济实体, 努力改善科技人才创新创业的投融资环境。四是要转变政府职能, 构建服务型政府, 为人才的聚集提供服务, 使人才能够在和谐的环境下愉快的工作, 从而激发他们知识创新的热情。
3.通过培训等方式提高溢出主体和接受主体双方的能力。
知识溢出主体和接受主体双方直接决定着知识传播质量和接受质量, 而知识传播质量和接受质量又直接决定着知识能否产生各种创新表现。组织可以组织各种培训, 使得科技型人才在培训过程中, 不断丰富知识, 完善知识结构, 从而提高知识传播质量和接受质量, 促进创新效应的产生。
参考文献
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旁观者效应 篇9
一直以来, 主流金融学者基于投资者是理性人的假设, 认为人可以利用所获得的信息做出最佳投资策略, 由此任何可以用于预测股票表现的信息已经反映在股票价格中, 这就是有效市场假说 (EMH) 。有效的股票市场意味着股票的现实价格充分地表现了对股票的预期收益, 也反映了影响股价的基本因素和风险因素。然而, 随着金融市场的发展, 越来越多的现象已无法在这一理论框架下得到合理的解释。日历效应是指证券市场出现的在某一特定时间进行交易可以获得超额收益率的现象, 它的表现形式主要有周末效应和假日效应等。所谓股票报酬的周末效应是指股票平均报酬率周一为负, 且比一周其他交易日的股票报酬都低。在EMH下是不会存在日历效应的, 各个交易日的股票收益率不应该有悬殊的差距, 这种差距更不会长期存在下去。
按照有效市场假说的论点既使投资者是不完全理性的, 市场也仍然是有效的, 因为市场中的非理性投资者之间互不相关, 他们的交易彼此抵消, 理性投资者也可以通过套利使各个交易日之间收益率的差距消失, 最终价格仍将趋近于基本价值, 体现股票市场的效率。日历效应的存在并且反复出现说明套利是不完美的, 是很有限的。就周末效应而言, 如果理性投资者周五下午短卖, 然后在下周一照预期较低的价格买进。这种市场行为将导致周五下午价格下跌, 下周一价格上涨, 从而使得周一的收益率升至适当水平, 即能够补偿这一天的风险, 由此可根除周末效应。然而实证研究证明, 周末效应在世界发达国家普遍存在, 本文通过数据分析证明周末效应在我国深圳股票市场尤为明显。因此, 对日历效应的研究也就是对有效资本市场假说的挑战。
2文献综述
(1) 国外研究情况综述。
Gibbons (1981年) 和Keim (1984年) 发现Dow Jones指数周一存在负收益。Rogalski (1984年) 发现所有周五收盘至周一收盘之间的平均负收益发生在非交易时间, 平均交易日收益 (从开盘至收盘) 所有天都是一致的。其他美国金融市场如期货市场、国债市场、中期债券市场表现出和股票市场类似的效应 (Cornell, l985年;Dyland Maberly, 1986年) 。Jaffe (1985年) 研究了澳大利亚、加拿大、日本和英国四个发达市场的结果表明在所研究的国家中存在周末效应。但David J.Kim (1998年) 对韩国和泰国市场的研究发现不存在周内效应。对于周一效应两个最典型的解释包括日历时间假说和交易时间假说。Jaffe等 (1985年) 通过对澳大利亚周二效应的检验后认为可能的原因是美国的DOW和亚太地区市场之间的链结关系, 他们发现其他主要国家存在和美国相似的周内效应, 但由于不同的时差, 远东国家可能会经历一日偏差的周内效应。
在美国、澳大利亚等国家, 日历效应已经发生逆转, 股票市场的有效程度得到明显提高, 金融市场越来越有效。
(2) 国内研究情况综述。
我国对金融市场日历效应的研究始于20世纪90年代。俞乔 (1994年) 研究发现, 上海、深圳股市自开业至1994年4月17日间股票报酬存在周末效应, 但问题在于以样本期内周一、周二、周三、周四、周五的股票报酬的平均值来研究周末效应, 未作统计意义上的检验。徐剑刚 (1995年) 研究发现, 上海、深圳股市在所讨论的样本区间内也存在着周末效应。戴国强和陆蓉 (1999年) 利用ARCH模型对上海和深圳股市1993年到1998年的每日股价指数进行了研究, 发现深圳股市周一的报酬率显著为负, 而周五报酬率最高, 存在周末效应;上海股市则没有显著的周末效应。他们对上海股市进行进一步的研究, 发现上海股市的收益率最低出现在每个月的第四个周一, 次低出现在每周二。奉立城 (2000年) 利用1992年到1998年的数据对沪深两市进行了实证研究, 他认为中国股票市场不存在周一效应, 同时他还认为有较强的证据显示沪市存在日平均收益率显著为负的周二效应和显著为正的周五效应, 较弱的证据显示深市存在日平均收益率显著为负的周二效应和显著为正的周五效应。这些文章采用的数据主要是中国早期股票市场的数据, 缺乏规范性, 同时由于近年来国家出台了许多管制措施, 股票市场越来越规范, 他们的研究结论对于如今的中国股票市场的指导意义越来越弱。
范钛和张明善 (2002年) 以随机游走模型为基础, 利用近10年的数据对中国证券市场是否存在周末效应进行实证检验, 其结论是中国证券市场存在周末效应, 并且沪市的周末效应更加明显, 中国证券市场仍未达到弱式有效。刘彤 (2003年) 研究了近期的上海股市, 他利用基本统计分析和K-S检验发现沪市指数分布不服从正态分布, 进而利用Levne检验对收益序列的方差进行了分析, 得出上海股市存在周二和周五效应的结论。周少甫和陈千里 (2004年) 应用无条件波动的修正Levene检验和条件波动的GARCH模型对上海股市的星期效应进行实证研究, 结果显示上海股市存在显著的周一高波动现象, 他们对此利用混合分布模型进一步研究, 认为周末信息的积累可能是周一高波动现象原因。张璇和蔡梅 (2004年) 利用沪深股市A股综合指数的l3l6个交易日的收益率对沪深股市的日历效应进行了研究, 结果显示沪深股市在周五有明显的正的超额收益率。目前对于日历效应的研究采用的数据区间不断扩大, 方法也不断更新。日历效应的研究越来越重视模型和理论的支持以及统计意义的检验, 综合考虑日历效应对收益率和市场风险的影响, 研究方法也从最初简单的平均值分析到运用随机游走模型、ARCH模型、GARCH模型、滚动样本检验方法等。在中国, 金融市场已经具备某些弱式有效市场的特征。
3根据计量结果分析深圳股票市场周末效应的成因
周末效应的成因有多种, 目前周末信息积累是公认的说法。本文对样本区间的时段内所发生的信息进行了分类, 分别论述了不同类消息对市场的不同影响。此外, 本文也根据中国深圳股票市场的具体情况对周末效应可能的影响因素进行了分析列举, 如市场交易参与主体的因素和上市公司自身的因素。
(1) 利好或利空消息的影响。
这种现象可以解释为:中国深圳股票市场的价格波动对政策的敏感性很强, 信息的规范性、真实性、充分性和分布的均匀性等都与成熟市场有较大差异, 政策消息的公布往往集中在周末。由于中国深圳股票市场上市公司多为中小企业, 权重股较少, 上市公司发展不够充分, 深圳市场股价的上涨主要依靠消息炒作而不是公司盈利能力的增长, 对于政策的反应较上海市场剧烈。作为证券市场监管部门从总体上看对于深圳股票市场公布的政策利空消息多于利好消息, 因而周一深圳市场的收益率低于周中其他交易日;
2007年4月16日-2009年5月6日期间正是全球性金融危机愈演愈烈的时期, 这段时期投资者多是借利好出货, 这就加剧了周末效应。美联储多在周末公布降息等利好政策, 周一反应在中国深圳市场上多为短期利好出尽, 市场下跌。总体来看, 无论利好还是利空消息在选取的样本区间时期里都是造成周末效应的主要原因。
(2) 市场交易参与主体的因素。
中国深圳证券市场参与主体的多元化也是导致周末效应存在的重要原因。欧美发达金融市场中, 以共同基金为代表的机构投资者占据了市场的绝大多数份额。而在我国深圳股票市场中, 基金公司发展的尚不充分, 投资者的素质整体较差, 缺乏基本投资知识的交易者大有人在, 这加剧了投资者行为的非理性, 形成追涨杀跌这样明显的羊群效应。散户参与股票交易的对手盘是机构投资者, 从样本期间的收益率统计可以看出, 相邻两个交易日收益率之间不是正向变动关系, 也就是说深圳市场不是按照追涨杀跌的方式运行, 周一跌, 周二涨, 周三跌, 周四涨, 周五跌可以说市场的方向把握在更加理性的机构投资者手中, 而与追涨杀跌正好相反。
在分析方式上, 中小投资者主要运用技术分析, 也就是想要从历史价格信息中获得超额利润。而机构投资者主要是从公司基本面把握市场进行价值投资, 机构投资者资金量大而深圳市场的上市公司流通盘较小, 所以几家机构投资者可以联合设计股票走势的K线图, 利用历史价格信息为交易对手中小散户设置陷阱。因而仅仅利用历史价格信息不会获得超额利润, 反而通过技术分析很可能成为机构投资者宰杀的对象, 由于对于公开市场信息的处理能力不同和获取内幕消息的能力不同, 机构投资者能够赚到利用历史价格信息进行投资决策的中小散户的资金而获取超额利润。
此外, 中小投资者与机构投资者相比存在着严重的信息不对称。在早年的中国股票市场有“周一红一周红”的说法, 而如今机构投资者采取与中小投资者反向操作来获利。在中小投资者预期红周一之时打压吸筹, 在中小投资者认为周中消息出台较少、市场平淡之时拉高。股票市场投资者里存在着个人理性与团体理性之间的博弈, 机构投资者之间可以运用永远不与背叛者合作这样的重复博弈来达成一致, 而中小投资者不可能达成一致。中国深圳股票市场存在的周末效应可以认为是团体理性与个人理性的差别和机构资金运动的习惯决定, 这也说明了我国深圳股票市场处在弱势有效阶段。
(3) 上市公司自身的因素。
与欧美发达股票市场比起来, 深圳股票市场上市公司的质量存在着明显的差距, 缺乏盈利稳定形成良好规模效益的优质上市公司稳定市场, 这也造成了对于公开信息处理的难度和内幕信息的横行。深圳股票市场的上市公司以处于成长阶段的中小企业居多, 风险较大, 抵抗负面消息的能力不强。万科A, 西山煤电, 深发展等少数几家总市值较高的上市公司在深圳市场里占据很大的权重, 而我国股票市场在样本区间时期尚未实现全流通, 而深圳成份指数又是以总市值来计算, 这就导致了深圳成份指数波幅虚高, 权重股的流通盘对于市场的影响能力被放大, 样本区间里几家权重股都受到了利空消息的影响而经营不稳定。2007年4月16日-2009年5月6日国家调控的重点是房地产业, 金融危机中能源价格大幅下挫, 房地产业和能源业受经济疲软, 生产减缓的影响很大。银行业在金融危机中不良资产大幅增加, 经营十分困难。在多集中于周末的诸多利空的打击下深圳股票市场在几家权重股的带动下周末效应十分明显。
摘要：选取2007年4月16日-2009年5月6日的深圳成份指数作为样本数据, 通过计算各个交易日的收益率进行比较发现周一收益率显著较低, 说明存在着周末效应。周二和周四收益率高于所有交易日的平均收益率, 全时间序列收益率又服从随机游走说明中国深圳股票市场不通过以往交易日的价格信息获得超额利润, 周二和周四超额利润的获得只能是通过公开市场信息和内幕信息渠道, 由此判断中国深圳股票市场达到了弱势有效阶段。对计量结果进行了分析, 说明了深圳股票市场存在周末效应的原因, 并且根据中国深圳市场的实际情况提出了充分发挥市场配置资源的作用, 培育优质上市公司, 加强信息披露等积极意义。创新之处在于采取了最新的数据并对周末效应的政策意义进行了论述。
关键词：股票收益率,日历效应,周末效应,弱势有效
参考文献
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旁观者效应 篇10
一、基于资本结构理论的税收价值效应
(一) 资本结构相关理论的产生
任一厂商的市场价值与其资本结构无关, 这是债务筹资对厂商价值影响的命题之一, 在将这一基本命题加以限制与推广、考虑公司税法影响时, 莫迪利亚尼、米勒 (1958) 的结论是, 利息的扣除将对套购过程产生影响, 致使给定类中的所有厂商的价值不能同它们的实物资产所产生的期望报酬成正比, 另一方面却能证明厂商的市场价值必须在均衡中同税后的期望报酬成比例, 即同已付利息与期望的股本净收入之和成正比。其后, 莫迪利亚尼、米勒 (1963) 对资本结构无关论进行了修正, 认为如果考虑公司收入税, 则“厂商的市场价值必须在均衡中同税后的期望报酬成比例”, 这一陈述是错误的。由于同类厂商税后报酬分配不成比例, 也就可能没有套利过程迫使她们的价值与其期望税后报酬成比例, 套利使任何一类厂商的价值不仅是期望税后报酬的函数, 还是利率与杠杆度的函数, 这就意味着其他条件不变时债务融资的税收优势将会很大, 这便是资本结构相关论。
(二) 资本结构相关理论的税收价值效应
资本结构相关论表明债务融资的税收优势在于利息支付的可扣除, 对任一给定的税前收益水平, 意味着随着杠杆作用的增大, 股本资本的税后收益也将增加。在完美市场加入公司所得税之后, 公司的负债愈高, 利息费用愈高, 利息费用可以节税, 公司的价值增加。该理论的重大命题之一是:举债公司的价值等于相同风险等级下无负债公司的价值加上负债的节税利益, 其理论模型为:VL=VU+TCD。模型解释:VL为有负债公司价值;VU为无负债公司价值;TCD为所得税率与负债总额乘积的税盾利益。实际的节税过程为:IT= (EBIT-I) ×TC=EBIT×TC-I×TC, 其中:IT为公司所得税;EBIT为息税前盈利;I为利息支付;TC为公司所得税边际税率。资本结构相关论是一个财务经济学的静态理论分析, 在这种静态分析中税收对于厂商的市场价值只是经济学意义上的理论价值与相对价值, 是软价值而不是实际价值与绝对价值。首先, 对厂商来说债务融资不是无限量的, 正如莫迪利亚尼、米勒 (1963) 所提醒的, 由于出借者的限制与各个方面的成本会约束债务融资的利用限度, 因此并不意味着厂商能够利用最大举债量, 数据也显示在高税率年份实际上债务融资并没有显著增加;其次, I虽然相对地抵减了税收支付, 但同时也绝对地抵减了利润;最后, 资本相关理论也假定EBIT、TC为既定变量, I越大即I×TC越大, 公司价值越大。资本结构相关论以作为外部因素的利息杠杆考量厂商的相对市场价值, 而忽视了厂商增加市场价值的经营能力因素, 经营能力是厂商市场价值的内部因素, 起着决定作用, 因而是厂商绝对市场价值的体现。EBIT、TC的变化对于厂商来说是重要的, 如果其他条件不变, EBIT的增加是厂商绝对性价值的增加, 从税收筹划角度来看, 如果EBIT增加、TC不变或者EBIT不变、TC降低, 也就是说盈利增加但税收支付不增加, 或者降低边际税率减少税收支付, 那么税收给厂商带来的也是实际价值与绝对价值, 因而是硬价值。税务筹划的焦点之一是现金流量, 从经营角度来看, 厂商偏好于高盈利能力即高EBIT, 从税收角度而言, 厂商又偏好于低计税EBIT, 这似乎是一个矛盾, 税务筹划不但可以解决这个矛盾, 还可以筹划性地降低厂商的边际税率TC, 从而实质性减少税收支付, 增加厂商现金的流入或减少厂商的现金流出。基于契约关系的有效税收筹划 (斯科尔斯, 1992) 与基于价值最大化的税收筹划 (盖地, 2006) 体现了现代财务的税收价值观点, 税收筹划给厂商带来的价值是客观的、可见的, 成为现代厂商市场价值的一个解释性经营能力与经营变量, 是价值管理与价值创造一个新的增长点。
二、基于实证会计检验的税收价格效应
(一) 实证会计检验的税收价格效应
二十世纪60、70年代的经验会计研究关注有效市场假说与机械效应假设的矛盾, 通过经验主要检验会计方法的变化能否干扰资本市场及会计盈利与股票价格的关联两个问题, 这两个问题的研究需引入资本资产定价模型作为显示会计盈利与股票价格关系的模型。模型如下所示:根据完全确定环境的费希尔 (Fisher) 模型假定, 公司的市场价值可以看做是未来现金流量的贴现值:, Vi, 0表示i公司当前 (时间0) 现金流量发生之后的市场价值, rT表示期间的市场报酬率, Ci, t表示i公司在时期的现金流量 (在t时收到) , T代表公司的经营年限。不确定环境下的夏普、林特纳资本资产计价模型为:。E (ri) 为预期报酬率, rf为无风险报酬率, E (rm) 为资产组合预期报酬率, cov (ri, rm) 为资产i的报酬率和市场报酬率的协方差, δ2 (rm) 为市场报酬率的方差。不确定环境下的计价模型是用报酬率表达的, 为说明会计数据能够传递信息, 需要用价格表示, 转换过程如下:公司的预期报酬率为:。E (Ci, 1) 为i公司的期末现金流量, Vi, 0为i公司的期初市场价值。将E (ri) 代入夏普、林特纳模型, 整理得:。如果无风险报酬率与公司的预期报酬率保持不变, 公司价值还可表示为与费希尔完全确定条件下相类似的多期间形式。其中, E (Ci, t) 表示公司i在时期t的预期现金流量。会计数据如何传递预期现金流量E (Ci, t) 与预期报酬E (ri) 这两个变量的信息。瓦茨、齐默尔曼 (1986) 认为, 从实证角度看, 预期盈利可以与现金流量联系起来, 会计盈利能够传递当前现金流量及预期现金流量的信息。从上述模型变量及构造可以看出, 资本资产计价模型不含有税收因素的考量, 正如瓦茨、齐默尔曼 (1986) 指出的, 在有效市场假说与资本资产计价模型里, 税收效应还不足以说明股票价格伴随着会计变动而发生变化。
(二) 实证会计检验方法及价格效应的局限性
早期的检验分为三类:所有的会计变动、不影响税收的会计变动、影响税收的会计变动。鲍尔 (1972) 检验了所有的会计变动, 认为即使是影响税收的会计变动公布时, 股票价格不会发生波动;卡普兰、罗尔 (1972) 检验了不影响税收的会计变动, 认为市场不受会计变动的干扰;布朗 (1980) 、莱克斯 (1982) 检验了影响税收的会计变动, 得出价格效应结论;拜多、林达夫 (1982) 对莱克斯检验的影响税收的会计变动再次检验, 得出与莱克斯相反的结论———无价格效应结论。瓦茨、齐默尔曼基于有效缔约理论的会计选择研究则超越了税收假定, 其研究目的是证实即使不存在税收效应, 管理人员的会计选择也会带动股票价格的变化。检验结果表明, 强制性会计变动 (会计准则的变动) 与股票价格变化显著相关, 自发性会计变动没有价格效应。瓦茨、齐默尔曼批评上述检验方法存在问题:一是选择偏见问题, 没有控制并发性未预期盈利, 二是样本集群问题。
本文认为, 价格效应实证的局限也源于理论构建的不合理性:一是自发性会计变动被市场预期的不合理假设。影响预期未来现金流量的因素很多, 使得盈利水平与股票价格水平之间的关系难以察觉, 因而自鲍尔、布朗 (1968) 之后, 研究者集中研究盈利变化公布时的盈利变化与股票价格报酬率的关系, 其逻辑依据是未预期盈利产生非正常报酬。瓦茨、齐默尔曼 (1986) 认为, 由于市场预期, 自发性会计变动的税收效应早已融入股票价格, 因而会计变动时不会发生股票价格变动;根据投资决策与消费决策的分离定理, 股东预期消费效用最大化意味着经营者力图公司市场价值最大化, 确定与不确定环境下的公司价值模型隐含着公司所有的经营努力包括节税努力都被预期在模型中。税务筹划理论研究 (盖地, 2006) 则暗示, 改变现金流量的纳税筹划所使用的会计处理技术与基于会计处理合规前提的经营细节性安排, 具有经营的商业秘密属性, 有不被预测的可能。二是对税收筹划运用会计政策认识的局限。威廉.H.比弗 (1973) 认为会计政策之所以不对所得税产生影响, 是因为税务部门有专门的计算方法, 不依赖账簿记录。税务筹划理论研究则显示, 税务筹划不局限于所得税, 税务筹划技术更多的是体现经营细节的安排与会计处理技术的协同, 而不是单纯改变按着信息披露要求必须公开披露的会计方法。三是研究模型的缺位与成本障碍。实证研究没有建立税收与股价检验模型, 而是将税收价格效应检验置于会计盈利与股票价格关系中, 由于节税能力内化于公司众多经营细节与财务活动中, 其产生的现金流量难以从其他现金流量中分离, 再加上税务筹划方法及细节的隐性与非披露性, 导致研究变量的取得、模型的构建等技术成本过高。
三、价值效应与价格效作为命题的性质
(一) 资本结构与实证会计理论变迁的逻辑边界:
所得税假定二十世纪60年代的会计经验研究认为, 除非会计变动具有税收含义, 否则不具有任何价格效应。威廉.H.比弗 (1973) 在《FASB的目标应该是什么》一文中认为, 会计政策的选择并不会影响所得税实际支付, 如果信息披露足够多, 使投资者能够提炼会计政策的转换信息, 会计政策不会影响证券的市场价格。这种基于有效市场假说、预言会计政策变化不会引起股票价格变化为无效应假说, 这与资本结构无关论的假定是相似的。资本结构不相关理论大大影响了早期实证会计研究者对会计方法变动是否伴随股票价格变化的预测。在资本资产计价模型里, 资本结构与会计方法都只是形式而已, 没有价格效应。资本结构相关论表明存在公司税情况下, 如果利息支付是免税的、股利支付是不免税的, 资本结构会影响企业的现金流量与市场价值, 威廉.H.比弗 (1981) 转变观点认为, 因税收目的的类似变更而引起的用于财务呈报的会计方法变更, 将会影响税后现金流量, 会计方法的选择是一个信号, 信号的解释传递具有信息价值, 进而影响价格;瓦茨、齐默尔曼 (1986) 在评价无效应假说时认为, 一些会计变动会影响公司税 (所得税) , 从而影响现金流量与公司价值。二十世纪70年代开始的对于会计方法变动与税收效应的经验检验, 以及基于有效缔约理论建立的三大假设, 开拓了会计变动与会计选择的实证性研究。因此, 资本结构理论与实证会计以所得税作为研究的假定, 使其成为各自理论变迁共同的逻辑边界。
(二) 命题的检验与非检验
资本结构理论注重阐述税收与公司价值的关系, 本文定义为税收的价值效应;实证会计理论虽然承认税收的价值效应, 但理论上更强调税收与股票价格变化的关系, 本文定义为税收的价格效应。资本结构相关论与会计变动实证研究共同表述了一个命题即税收的价值效应———影响现金流量的税收与公司价值相关, 节税必将增加公司价值。瓦茨、齐默尔曼的实证研究之所以超越税收假定, 隐含的观点是:税收的价值效应是一个无需验证的命题。实证会计也检验了一个命题, 即税收的价格效应———税收变化与非正常报酬的关系, 实证检验偏向将税收的影响解释为“被市场预期”, 检验的结果也暗示税收的价格效应是一个模糊的结论。税收的价值效应无疑高于税收的价格效应, 检验命题的成立与否对非检验命题的成立与理论价值并不产生任何影响。
四、税收的现金流量效应:一个扩展研究
(一) 财务会计应计制与税务会计现金制的冲突
如果说资本结构与实证会计注重把税收作为“外部因素”来论证税收的价值效应与价格效应, 那么现金流量效应则是把税收作为“内部因素”, 从财务会计与税务会计的会计基础差异的角度来阐释税收效应。佩顿、利特尔顿对配比概念的讨论体现了应计会计的优越性, 即使从经济收益计量观转向决策有用信息观, FASB (1978) 依然坚持以净收益披露为主的应计会计优于现金流量会计, 认为应计会计可以把现金流量转换为比当前现金流量更具表现力的未来现金流量和股利支付能力的信息。然而, 对市场交易中产生的税收的确认计量却不能体现应计会计, 盖地 (2005) 研究认为, 收付实现制反映了税务会计的重要原则———现金流动原则, 应用于税务会计的是“修正的应计制”, 财务会计报告的是权责发生制基础上的假设性现金流量, 而税务会计报告的则是确定性的税收现金流量 (董盈厚, 2007) 。税收特殊的现金流量属性形成了税收与基于交易的应计会计收益 (收入、净收益) 的交错, 这种交错在增值税与企业所得税中又反映了对交易及有效契约关系的制约, 对增值税与所得税会计的控制与管理提出了新要求。
(二) 税收现金流量效应与基于产品市场交易的有效契约关系一是降低纳税遵从成本的刚性逻辑。
从供应链角度来看, 增值税反映了两种重要的契约关系———产品交易中上下游的私人购销契约、履行纳税义务中纳税人与国家的公契约。私人购销契约属于柔性契约, 具有可协商性, 纳税公契约属于刚性契约, 具有不可协商性。依理性人假设, 契约各方追求现金流量最大化, 上游必需保证按着契约约定及时收取货款与销项税额, 下游尽量拖欠应该支付给上游的货款与进项税额, 征税人则以法律强制为基础的惩罚来保证税款及时入库。由上述分析, 可以定义增值税纳税人在履行契约时的一般理性排序。履行义务的理性排序为:及时支付国家税款的义务>及时支付上游税款、货款的义务;保证权益的理性排序为:最小化纳税违约成本的利益>及时收取下游税款、货款的利益。由此可见, 纳税人支付税款既是最优先义务, 又是不得不最优先考量的利益, 即最小化纳税违约成本的利益是由最优先纳税义务决定的, 体现了一种刚性逻辑———义务与利益的捆绑, 这也决定了税务会计独特的经营属性———直接与会计交易成本相关, 纳税遵从成本是一种会计交易成本, 针对刚性税收义务的现金支付能力的有效管理是增值税会计控制与管理的必要功能。
二是私人支付契约的博弈逻辑。根据契约的性质与现金流量最大化理性人假设, 在交纳增值税的购销活动中存在私人支付契约的博弈逻辑。每个纳税人既是上游, 又是下游, 因此每个纳税人作为上游都希望自己的下游依据契约规定履行支付义务, 但同时自己作为下游都尽量不按着契约约定履行支付义务。在这种博弈逻辑作用下, 如果交易采用信用方式 (如赊销、商业汇票) 结算, 对于任一纳税人来说, 意味着应计交易收入的实际收取带有某种不确定性, 而税收支付则是确定的、刚性的, 这样就产生了现金流量非对称———应计交易契约的软支付与纳税契约实际的硬支付之间的差异, 这种现金流量非对称制约着围绕增值税而建立的有效契约关系, 因此, 对于私人支付契约的有效管理是增值税会计控制与管理的又一个重要功能。
三是基于产品交易链有效契约关系管理的“反税务筹划”。税务筹划的一般原则是在不影响有效契约关系的前提下减轻税收负担, 但在增值税的产品交易链中, 上游可以按少于实际交易金额计算的应收税额来收取下游支付的进项税额 (也是上游的销项税额) , 这是增加税收负担的“反税务筹划”, 目的是建立更多的交易关系或者巩固已有的交易关系。在产品交易链中, 交易方既是上游也是下游, 作为上游在“反税务筹划”中会有税收损失, 作为下游会得到上游“反税务筹划”的“优惠”而带来税收收益, 基于“反税务筹划”的税收损失与税收收益则会产生纳税支付的现金流量短缺或余出效应, 这就要求对基于产品交易链有效契约关系管理的“反税务筹划”的短期、长期的综合成本与综合收益进行预期、权衡, 进而构成增值税会计控制与管理的一项功能。
(三) 税收现金流量效应与索取权、决策控制权、管理控制权围绕净收益及净收益分配, 可以在三个层次上讨论契约关系及其有效性。
一是代表外部投资权益的投资人对净收益的剩余索取权利以及大股东 (进入董事会) 对净收益的决策控制权, 二是代表管理权益的管理层对净收益的剩余控制权, 三是代表内部权益的员工对净收益的主张权。有效契约关系要求依据契约的约定对净收益进行恰当地分配, 否则对契约的有效性将会不利。新企业会计准则 (2006) 的所得税会计采纳资产负债表债务法, 纳税人报告的“所得税费用”是应计会计收入、费用配比的假设性现金流量, “应交所得税”为确定性现金流量, 二者的差异为“递延所得税”, 纳税人报告的所得税费用与实际支付的所得税的不一致导致现金流量的非对称———名义净收益与实际净收益的差异。若利润总额为p, 纳税调整暂时性差异为d, 假设无其他调整事项, 所得税率为r, 则得:名义所得税nt=pr, 名义净收益nNp=p-nt=p-pr, 实际支付所得税at= (p±d) r, 实际净收益a Np=p- (p±d) r。净收益的分配按现行的财务制度, 依次为:A法定盈余公积, B优先股股利, C任意盈余公积, D普通股股利, E未分配利润。盈余公积提取后的用途尽管与投资者剩余索取权相关, 但需要经过董事会等决策, 一般情况下若董事会由大股东控制, 可以定义为大股东决策控制权;股利分配定义为投资人剩余索取权, 未分配利润的使用表现为对剩余的管理控制权。
由于契约依据的净收益分配是以会计数据nNp=p-pr为基础, 而nNp=p-pr或者大于a Np=p- (p+d) r, 或者小于a Np=p- (p-d) r, 因此, 无论那种情况意味着都不是按实际现金流量收益进行分配。提取公积金后进行净收益分配, 则有两种情况:一是由于nNp少于p- (p-d) r, 意味着以会计报告净收益建立的契约分配少于实际现金流量, 代表投资者对剩余索取权益的股利分配少于按a Np计算的实际应分股利, 代表大股东对剩余决策控制权益的盈余公积的提取少于按a Np计算实际应提取的金额, 这样, 用实际净收益扣减提取的盈余公积和分配的股利后, 代表管理层对剩余控制权的未分配利润的实际保留金额却大于以会计报告为基础的保留金额, 这种情况的分配结果实质上损害了投资者对剩余的索取权益与大股东对剩余的决策控制权益;二是由于nNp多于p- (p+d) r, 意味着实际支付能力无法完成以会计报告净收益为基础建立的契约分配, 投资索取权、决策控制权、管理控制权均无法实现。威廉.H.比弗 (1981) 认为, 财务呈报环境最典型的特征是投资者对未来现金流量的要求权。从分配程序及结果来看, 所得税现金流量效应对契约方剩余索取权的有效实现形成制约, 同时也涉及到大股东剩余决策控制权、管理层剩余控制权问题, 这个分析与前述瓦茨、齐默尔曼非税会计选择的有效缔约的实证观点又是“不谋而合”, 因此对净收益分配的所得税管理就成为所得税会计控制与管理的重要组成部分。
参考文献
[1] (美) 莫迪利亚尼、米勒著, 林少功, 费剑平译:《投资成本、公司财务与投资理论》, 首都经济贸易大学出版社2001年版。
[2]盖地:《税务筹划》, 高等教育出版社2006年版。
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[5] (美) 威廉.H.比弗著, 薛云奎等译:《财务呈报:会计革命》, 东北财经大学出版社1999年著。
旁观者效应 篇11
关键词：集体声誉；最低质量标准；进入规制；企业年金
中图分类号：F840.67 文献标识码：A 文章编号：1003-5192(2012)01-0044-05
The Quality and Quantity Effect of Entry Regulation for Enterprise Annuity Market
GUO Lei, SU Tao-yong
(School of Economics and Management, Tongji University, Shanghai 200092, China)
Abstract:The paper explored the effects of entry regulation on entry, service quality and welfare of funds management institutions in enterprise annuity market. A two-stage game with entry decision and quality decision was set up under the minimum quality standards theory. The paper introduced collective reputation which incurred free ride and price premium. Then the paper compared free entry with entry under regulation and gave a numerical simulation. It shows that free entry is not social optimal because free ride leads to quality decrease with entry increase and the proper entry regulation will improve social welfare when it increases quality and reputation to induce more entry.
Key words:collective reputation; minimum quality standards; entry regulation; enterprise annuity
1 引言
发展企业年金是我国应对老龄化危机，构建多支柱养老保障体系的战略选择。自1991年国务院提出“企业补充养老保险”概念至今，我国企业年金制度框架已基本形成，企业年金市场初步建立，但距离养老保障体系第二支柱的战略地位相去甚远。截至2009年底，企业年金基金累计结存2533亿元，3.35万企业建立企业年金，占全国各类企业总数的1%，企业年金的人数是1179万人，仅占2.35亿参加基本养老人数的5%，占全国就业人员的1.5%，占全国总人口的比例则不足1％［1］，企业年金计划参与率不仅与OECD国家差距很大，与中东欧转型国家相比差距也不小［2］。
制约我国企业年金发展的因素很多，一个直接的原因是企业年金受益人即雇员与企业年金基金管理机构（以下简称机构）之间的信息不对称［3］。企业年金从发起到领取持续几十年，一直都要脱离雇员的控制，委托给机构来管理，事前的信息不对称增加了雇员对未来养老储备资金安全性的担心，会抑制企业年金发展。而且，即便事后投资绩效差，也无法确定是机构管理不得力还是系统性风险所致，雇员与机构之间的信息不对称超出了可以事后了解质量信息的经验品范畴。而且，企业年金在我国是新生事物，市场早期的表现将产生巨大的示范效应。如果有一个良好的开始，则整个行业和相关机构将享有较好的市场声誉，占据有利的市场地位，雇员也会对企业年金制度更有信心，从而推动整个行业的发展；如果开局不利，某家机构基金管理业绩不佳，给雇员的退休后生活造成严重不良影响，雇员会对企业年金失去信心，则整个行业都将受损。因此，在很大程度上雇员无法单独判断单个机构的管理水平，只能依靠对整体行业的判断。
为了克服信息不对称，推动企业年金发展，政府通过进入规制予以纠正［4,5］，包括机构的最低资质标准和专家评审制度［6］。先由行业主管部门（银监会、证监会、保监会）审核机构是否达到最低资质要求，再由人力资源和社会保障部（前劳动和社会保障部）组织专家进行评审，选拔出优秀的金融机构，准予进入，而其他金融机构则无权经营企业年金业务。毫无疑问，政府规制具备良好的意愿，但当前的现实却不那么令人满意，因此，有必要考察企业年金市场进入规制的作用机制。
2 文献综述
当前研究分别考察企业年金市场进入规制的两个组成部分：最低资质标准和专家评审制度。最低资质标准在信息不对称条件下，起到了公共质量信号作用，有助于克服逆选择，如果没有厂商的策略性行为，市场平均质量提高［7］，即便存在厂商的策略性行为干扰，进入规制仍能够改善消费者对质量的认识，提高厂商质量投资的回报，进而提高质量［8］。进入规制虽然能够提升质量水平，却以限制竞争为代价［9］，无论在质量价格竞争［10］中还是质量数量竞争［11］中，都是如此。实践中，无论实体贸易［12］还是服务贸易［13］，此类进入规制被广泛用作非关税壁垒阻碍国外厂商进入［14,15］。专家评审制度虽有一定的合理性，但根据信号博弈理论，很难确保选拔出真正优秀的机构，市场质量无法保障［16,17］。即便专家评审准确无误，根据搜寻理论，进入规制在提高市场质量的同时容易造成竞争不足，雇主和雇员福利受损［18］。
以上成果深入分析了企业年金市场进入规制的两个组成部分，为进一步研究提供了良好的研究基础，但存在两个相对不足：其一，企业年金市场进入规制整体上对机构、雇员的福利影响如何，没有回答；其二，企业年金市场发展初期雇员与机构之间的信息不对称超出了可以事后了解质量信息的经验品范畴，一般的信息不对称假设不足以刻画这种特殊状况。本文试图在前人研究的基础上，从两方面着手，进一步深入研究该问题：第一，把专家评审实质制度抽象成相机抉择的最低质量标准（Minimum Quality Standards，简称MQS），在统一的MQS理论框架下分析进入规制的整体效果。第二，引入集体声誉刻画企业年金市场发展初期雇员与机构之间的信息不对称：市场发展具备示范效应，雇员与机构之间存在严重信息不对称，雇员根据机构整体判断个体。
3 模型建立
企业年金市场上，风险中性的机构同质，但机构的服务质量水平是私人信息，机构共享行业的集体声誉。由于信息不对称，雇员无法判断单个机构的服务质量，只能依靠全行业的集体声誉决策。集体声誉被视为个体声誉的加总，旧有的集体声誉会影响个体的声誉，个体也可以重塑集体声誉［19,20］。集体声誉内部有两种相互冲突的力量：其一，个体损害集体声誉的激励。作为公共产权，集体声誉容易导致内部成员的搭便车行为［21］，从个人利益和集体利益的差异角度看则是内部逆选择问题［22］，这都会导致集体声誉的崩塌，全行业受损。例如，个别厂商违法使用三聚氰胺的行为使整个乳制品行业蒙受巨大损失，个别教授的抄袭行为使整个教授群体蒙羞，个别机构投资管理不力导致雇员对企业年金失去信心。因此，为了便于监督，集体规模不能太大，集体内部的竞争受限制［23］；其二，个体维护集体声誉的激励。作为质量信号，集体声誉为个体带来市场溢价［24］，个体愿意合作维护集体声誉［25,26］，从而吸引新的成员进入。
nlc202309011411
考虑一个两阶段博弈。第一阶段为进入博弈，任一机构i选择是否进入市场，如果进入，由于人力资源、信息系统、营销等方面的投资，必须承担一个固定成本F>0。第二阶段为质量博弈，i选择服务质量qi>0，一般的，质量越高成本越高，越是精益求精额外的成本越高，可以合理地假设此阶段可变成本为C(qi)，且C′(qi)>0，C″(qi)>0。
服务质量qi是私人信息，雇主和雇员只能观察到行业的平均质量qα，一般的，平均质量越高行业的声誉越高，百尺竿头更进一步则付出更多，可以合理地假设行业获得好声誉的概率为R(qα)，且R′(qα)>0，R″(qα)<0。简单起见，每家机构提供1单位服务，则反需求函数记为P(n)，其中n为市场上机构的数量，不失一般的P′（n）<0，即供给增加价格下跌。行业依概率1-R(qα)获得坏名声，需求为零。则任一机构i的期望利润为Πi=R(qα)P(n)-C(qi)-F。
采用逆向归纳法求解博弈均衡。先考虑完全垄断的情况，博弈第二阶段，垄断机构选择质量水平q，其最优化问题为
maxq R(q)PM-C(q)
其中PM=P(1)，一阶条件为R′（qM）PM=C(qM)，qM为垄断机构的最优质量水平。博弈第一阶段，垄断收益为Π(qM,1)=R(qM)PM-C(qM)-F。
假设1 F≤R(qM)PM-C(qM);
假设2 limq→+∞Π(q,1)≤0。
假设1确保机构预期没有其他机构进入市场时总会进入，假设2确保即便完全垄断机构也不会无限度地提高质量，这两个假设符合常识。
4 自由进入与福利
4.1 均衡
在质量博弈中，n个机构进入市场，任一机构i独立选择质量qi，其最优化问题为
maxqiR(qα)P(n)-C(qi)
其中qα=1n∑ni=1qi。考察一阶条件1nR′(qα)P(n)=C′(qi)，根据前文对R和C的界定，可得，平均质量提高时，单个机构的质量降低，这反映了面对集体声誉这一“公共财产”，单个机构的搭便车行为。
在内部均衡中，所有机构的质量决策都相同，对任一机构i都有qi=q*(n)满足一阶条件
1nR′(q*)P(n)=C′(q*)（1）
其中q*是非合作博弈均衡的质量水平。
可以证明，q*/n<0，即市场上机构数量增加将导致均衡质量水平下降。机构数量增加产生两方面影响：其一，集体声誉下的搭便车行为严重，由于缺乏约束机制，理性机构降低质量，享受较高集体声誉的庇护，最终类似公地悲剧出现；其二，竞争加剧，机构的市场势力弱化，价格下降，利润摊薄，机构为降低成本而降低质量水平。
在进入博弈中，机构如果事前预测利润为正将选择进入，直至预期利润为零时达到均衡，均衡机构数量n*满足
R(q*(n*))P(n*)-C(q*(n*))=F（2）
4.2 福利分析
当n个机构进入市场时，他们预期在质量博弈中选择非合作博弈均衡的质量水平q*。不失一般的，选用可以剔除收入效应的准线性偏好，则消费者剩余记为CS(q*,n)
CS(q*,n)=R(q*)∫n0P(s)ds-nP(n)
进入博弈中每个机构的均衡利润记为Π(q*,n)，整个市场事前预期利润为
可以证明，只要利润非负，W/n≥0，W/q<0，这表明机构数量增加对福利的影响是复杂的：一方面，竞争增强，价格下降，社会福利提升；另一方面，集体声誉下的搭便车行为导致质量下降，社会福利受损。所以，集体声誉条件下，市场上机构数量并非越多越好。进一步考察n*处福利的边际变化，可以证明，dW/dq(q*,n*)<0，这表明均衡处机构数量的变动将导致社会福利受损，自由进入并非社会最优。
4.3 数值模拟
令R(qα)=qα1+qα。反需求函数为P(n)=α-n，其中α>0。质量博弈中可变成本函数为
C(qi)=12(1+qi)2
则均衡质量为q*(n)=(α/n-1)1/3-1，单个机构事前预期利润为
Π(q*(n),n)=q*1+q*(α-n)-12(1+q*)2-F
消费者剩余为
CS(q*(n),n)=q*1+q*×n22
社会总福利为
W(q*(n),n)=nq*1+q*(α-n/2)-n2(1+q*)2-nF
取α=18，F=0.1，考察机构数量和福利的关系。
图1显示，随着机构数量增加，社会福利先增加经过最高点再降低。在社会福利上升阶段，竞争对福利的促进超过了平均质量下滑带来的福利损失；而在社会福利下降阶段，竞争对福利的促进不及平均质量下滑带来的福利损失，过度进入导致社会福利受损，集体声誉下的搭便车行为导致了规模经济（自然垄断）条件下的相同结果。总的来说，机构数量增加对福利的影响不明确，符合前文的理论预测。
5 进入规制与福利
5.1 均衡
为了最大化社会福利，政府设计了企业年金市场进入规制，引入最低质量标准qs，qs外生且为共同知识，机构的进入决策要考虑qs的影响，机构的质量决策须满足qi≥qs。为与前文区分，令q**=q*(n*)表示机构在非合作子博弈完美均衡下的质量，令qc表示机构在合作博弈均衡下的质量，qc是行业的最优质量水平，是如下最优化问题的解
maxq≥0 R(q)P(n)-C(q)
一阶条件为R′(qc)P(n)=C′(qc)。
可以证明，存在一个q′≥qc，当q**≤qs≤q′时，进入规制下的机构数量多于自由进入的均衡数量n*；当qs>q′时，进入规制下的机构数量低于n*；当qs=qc时，进入市场的机构数量最多。这表明（见图2），当最低质量标准足够低，qs≤q**，则进
入规制对机构进入数量和服务质量均无影响，等同于自由进入的状态。提高最低质量标准，q**≤qs≤qc，进入规制将提高市场平均质量，进而提升行业声誉，只要改善质量的边际成本足够低，市场对良好声誉的溢价机制就会吸引更多的机构进入市场。当qs=qc，行业声誉、利润以及机构数量都达到最高值。进一步提高最低质量标准，qs>qc，进入规制仍能够提高平均质量和行业声誉，但机构改进质量的边际成本超过边际收益，利润降低，进入市场的机构开始减少，但仍高于自由进入的水平。当最低质量标准提高至qs>q′时，机构数量进一步减少至低于自由进入的水平，仅当此时，进入规制才扭曲了市场竞争。所以，简单的说进入规制限制了市场竞争是不准确的。
5.2 福利分析
进入规制条件下，q**≤qs≤q′，均衡时有ns个机构选择质量qs，由于均衡时机构利润为零，所以社会福利等同于消费者剩余，为
W(qs,ns)=R(qs)∫n s0P(s)ds-nsP(ns)
自由进入条件下，均衡时有n*个机构选择质量q**=q*(n*)，社会福利同理为
W(q**,n*)=R(q**)∫n*0P(s)ds-n*P(n*)
q**≤qs，则R(q**)≤R(qs)，即进入规制提高了行业平均质量和声誉。前文已证明，此时有更多机构进入市场，n*≤ns，则竞争加剧消费者剩余提高，所以
∫n*0P(s)ds-n*P(n*)≤∫n s0P(s)ds-nsP(ns)
因此，只要进入规制设计得当，机构数量增加，社会福利将提升。
6 结论
企业年金基金管理专业性强，雇主和雇员很难准确判断机构服务质量，不得不依靠整个行业的声誉来决策。而企业年金在我国还是新生事物，市场早期的表现具有很强的示范效应，单个机构的不良表现很可能导致对整个行业失去信心。如果没有进入规制，任由机构自由进入市场，则搭便车行为的存在使得机构数量和服务质量之间存在替代关系：进入越多竞争越激烈质量越低，进入越少竞争越弱质量越高。自由进入并非社会最优，将导致社会福利受损。现行的企业年金市场进入规制包括机构的最低资质标准和专家评审，实质是最低质量标准：前者是一个固定的标准，后者是一个灵活变动相机抉择的标准。科学的进入规制将有效抑制搭便车行为，提升市场质量和声誉，同时市场净化后，溢价机制将吸引更多机构进入市场。在此条件下，企业年金市场进入规制既能够提升服务质量，又能够增加机构数量促进竞争，提升社会福利。
旁观者效应 篇12
电力变压器的运行不仅受电网谐波影响,由于铁芯的非线性,其本身也是电力系统中最主要的谐波源之一。流经变压器的谐波电流会使得变压器温度升高、总损耗增加,不但会造成变压器绝缘的损坏,还会导致变压器负载容量下降,影响其安全稳定运行。由于变压器有效使用时间较长,即使非常小的损耗,年耗电能也非常巨大。据统计[1],变压器的总损耗约占总发电量的8%,而其中大部分是变压器的谐波损耗。据日本某公司报道,当变压器中谐波电流达到额定电流的10% 时,变压器的损耗比额定损耗大10%[2]。可见,深入研究变压器的谐波损耗,不仅对变压器经济运行、节能降损有重要意义,还可为变压器优化设计提供理论和数据支持。
国外对变压器的非线性模型研究可以追溯到2世纪80年代,主要侧重于单相变压器铁芯的非线性特性[3]。我国对于变压器建模的研究主要针对变压器绕组的各种电磁现象[4,5,6],对变压器的谐波损耗模型的研究较少,主要采用IEEE常规的变压器模型或国际大电网会议(CIGRE)建议的等值模型。这些模型并没有对谐波环境下变压器绕组的电阻参数进行处理或者处理不够完善,往往采用直流电阻代替交流电阻的方法。这种简化处理在进行只含有基波的电路计算时影响不大,但在谐波情况下,由于集肤效应和邻近效应的影响,不同频率下变压器绕组的等效电阻比直流电阻要大很多,使得计算模型不精确。
本文基于Maxwell电磁场理论,以变压器绕组层为单位进行电磁场分析,引入交流绕组系数,利用坡印亭矢量法从能量的角度对变压器绕组的损耗进行分析,叠加得出绕组的谐波损耗表达式,并且通过仿真和物理试验相结合的方式,验证了所建变压器模型的适用性。该方法与以往直接采用傅里叶分解进行功率叠加的方法相比,从电磁场角度分析了交流场中绕组的集肤效应以及邻近效应对绕组电阻的影响,准确度更高,满足工程应用的需求。
1 变压器建模方法及谐波模型比对
目前,变压器的谐波模型主要有时域模型、频域模型、时域频域混合模型以及数值模型。
时域模型主要通过曲线拟合的方法[7,8,9]将变压器的B-H回线拟合成一组分段函数进行建模,但必须保证用来拟合的函数在整个B-H平面定义域里连续,且磁滞回线会因为最大磁化强度的改变而改变,存在一定的难度。
频域模型利用并联的谐波电流源模拟涡流、磁滞以及变压器铁芯饱和的非线性特性[10,11,12],该方法只考虑有限次数的谐波,精度并不高。
时域频域混合模型利用两者的优点,利用频域方法模拟谐波在变压器一、二次侧的传播,利用时域方法模拟铁芯的非线性,实现静态解法,并且获得可接受的精度与计算速度[13,14]。这类模型多用于变压器稳态的分析,需要进行快速傅里叶变换。
数值模型基于非均质电力变压器的二维或三维建模技术,将铁芯分为小的网孔或者体积元素,通过约束条件将网孔方程联系起来,利用矩阵法求解[15]该方法需要变压器结构、材料等详细信息,耗时冗长,在工程中的应用并不广泛。
目前,主流的电力系统仿真分析软件主要采用以下3种变压器谐波模型。
a. 常规变压器模型。
电力系统分析综合程序PSASP和IEEE都采用常规变压器模型。该模型计算公式为:
其中,h为谐波次数;RT1为基波变压器的绕组损耗;XT1为基波变压器的相应序电抗。
b. CIGRE变压器模型。
变压器的等值电路如图1所示,其计算公式为:
其中,UN、SN分别为变压器的额定电压和额定容量;FRS、FRP为CIGRE模型相关系数。
c. PSAF变压器模型。
该模型认为固定分接头变压器、移相变压器、无功控制变压器和电压控制变压器均相同,由带阻抗的理想变压器来模拟,阻抗由电阻R和电感L决定,且假设励磁支路为高阻抗支路。
另外,ANSOFT分析软件从电磁场的角度利用有限元分析法[16,17]对变压器进行建模分析,主要研究变压器励磁磁场和漏磁场的分布。对于变压器损耗,主要考虑了涡流损耗、磁滞损耗和附加铁耗对变压器铁芯损耗的影响[18]。
上述模型均忽视了变压器绕组电阻的影响,而变压器损耗中,铜损比例远远大于铁损,其精度要求也更高。为了准确计算变压器的铜损,需要综合考虑集肤效应和邻近效应对绕组电阻的影响。
2 变压器绕组谐波损耗分析
2.1 变压器绕组损耗模型建立
变压器绕组通过交流电流时,若需准确计算变压器的损耗,以绕组一层的导线作为一个整体进行分析,可以兼顾集肤效应和邻近效应。设变压器绕组半径方向为r,轴线方向为k,电流流通方向为,建立坐标系,如图2所示。ik、i、ir分别为方向k、、r的电流,H-、H+分别为绕组中某一层绕组内外两侧的磁场强度,假设绕组内部的圆导线中流过的电流为i(t) = I ejωt,导线的电场强度E(方向 )以及磁场强度H(k方向)在柱坐标中满足关系:
其中,γ、μ分别为铜导线的电导率和磁导率;ω为角频率。
由于磁场强度和电场强度均为绕组上任意一点距绕组轴线距离r的函数,经整理,解贝塞尔函数方程得到:
对某一层绕组而言,由于电场强度E和磁场强度H正交,单位时间内穿过单位面积的能量通量由坡印亭矢量表示为E(r) ×H(r),从能量损耗的角度出发,其注入第n层绕组单位长度的能量为:
其中,W为绕组宽度;N为每层绕组所包含的线圈匝数;dn为第n层绕组厚度;rn为第n层绕组与绕组轴线间的距离。利用泰勒展开式对式(9)进行化简,可得第n层绕组的损耗为:
2.2 变压器绕组谐波损耗计算
假设图2中绕组通入大小为I的直流电流,第n层绕组单位长度损耗功率为:
引入交流电阻系数Fhr表征同一绕组分别通入有效值相等的第h次谐波交流电流和直流电流时绕组交流电阻与直流电阻的比值,即:
代入式(10)、(11),可得在第h次谐波条件下绕组的交流电阻系数:
其中,a为绕组层数;Kh= d1/ δhK,K仅用于简化公式,无实际意义为第h次谐波的集肤深度。用级数代替三角函数进行简化,最终得到交流电阻系数为:
则绕组的谐波频域模型为:
因此,变压器绕组谐波损耗为:
当知道各次谐波电流含有量HIh时,可以估算谐波下铜耗是基波下铜耗PC1u的倍数,即:
将用交流电阻系数处理绕组电阻与以姨h倍的直流电阻等效第h次谐波下的交流电阻进行比较,所得两者的交流系数随谐波次数升高的变化趋势如图3所示。
可知,在谐波次数较低时,邻近效应和集肤效应对交流绕组影响比较小,而当谐波次数大于23次时,两者数值相差非常大。
3 变压器谐波损耗仿真分析
根据建立的变压器绕组模型、铁芯非线性模型以及相应的电路磁路方程,构造完整的变压器谐波损耗模型如图4所示。本文所建立的变压器模型为采用△-Y型接法的三相三芯柱变压器模型。
为了图形清晰,图4并未画出所有的互感参数。变压器内部第h次谐波各电气量之间的关系如式(18)所示。
其中,Uph、Ush分别为三相变压器一、二次侧电压;Eph、Es h分别为变压器一、二次侧感应电动势;Zp h、Zs h分别为变压器一、二次侧自感抗,计及了交流电阻系统的影响;Zmh为变压器线圈之间的互感抗。
由于变压器绕组支路的计算是在频域中进行,而励磁支路是在时域中完成的,因此需要应用到迭代计算。本文设计了损耗计算的迭代流程图见图5。
通过图5的迭代计算,即可求得变压器的损耗为了验证本文所建立三相变压器非线性模型的合理性,在相同条件下,与Simulink自带仿真模型进行比较。仿真时,变压器一次侧所接电压源的基波、5次谐波和11次谐波的有效值分别为10 k V、0.4 k V和0.34 k V,变压器计及磁滞效应,二次侧接含有谐波的额定负载。
通过仿真对比,所得2种变压器模型的励磁电流、二次侧电压、二次侧电流波形如图6所示。仿真结果如表1所示。
从图6、表1可以看出,三相变压器谐波模型与Simulink自带模型的仿真结果相比 , 励磁电流波形具有相似形式,但两者幅值与相位存在着一定的差异,主要原因在于Simulink自带的半经验磁滞回线和三相变压器谐波模型中应用的J - A磁滞回线存在差异,并且2种模型在仿真时计算的初相位不同。2种模型所得二次侧电压以及电流差别不大 ,但由于在绕组电阻的处理上存在差异,导致谐波含量有一定差别。2种模型最大的差异在于损耗的计算,Simulink自带模型并没有考虑集肤效应和邻近效应的影响,高次谐波的损耗存在较大误差。
4 变压器谐波损耗试验
4.1 电能质量综合试验平台
为了有效开展变压器的谐波损耗试验研究,本文基于国家电网公司电力谐波特性分析评估技术实验室建成的电能质量综合试验研究平台进行。该平台额定电压10 k V、容量1 500 k V·A,可以模拟输出实际电网各类常见的电能质量现象,如电压 / 电流谐波、电压暂升 / 暂降、电压波动与闪变、三相不平衡等,为开展电力设备测试和设备性能评价提供了一种新的手段。
平台主电路采用了多绕组变压器 + 全控型变流器 + 级联型多电平变流器的结构,由14个功率单元级联构成。基本模块采用单相H桥结构,均采用全控型器件,整流侧采用PWM整流,逆变侧采用级联型多电平结构,采用单极性倍频CPS-SPWM的调制策略。其主电路结构如图7所示。
试验的目的是对谐波条件下的变压器损耗进行实际测量,得出变压器谐波损耗的变化趋势,对理论分析和仿真结果进行实际物理验证。试验的主要内容为谐波条件下的空载试验和负载试验。空载试验时,变压器一次侧开路,二次侧施加基波与谐波电压。负载试验时,10 k V扰动源工作在电流模式,经降压变压器接 至被试变 压器二次侧,变压器一次侧接10 k V电网。此时扰动平台模拟谐波负载通过被试变压器并网,试验接线原理图如图8所示。
4.2 谐波损耗试验及数据分析
试验通过分别测量不同谐波次数、不同谐波电压含有率情况下三相变压器铁耗以及不同谐波次数、不同谐波电流大小情况下变压器的铜耗,拟合出谐波损耗和谐波含有率、谐波次数的关系。空载试验时变压器二次侧基波电压400 V,分别叠加5、7、11、13、17、19、23次谐波电压,谐波含有率从1 % 增加到15%。负载试验时 ,变压器一次侧接入额定基波电压,二次侧施加5 A的基波电流,同时分别叠加5、7、11、13、17、19、23次谐波电流,谐波电流从1 A逐渐增大到4 A。某时刻负载谐波电流如图9所示,试验数据分别如图10、表2所示。
由图10、表2可以看出,理论计算与实际试验获得的变压器谐波损耗曲线的趋势基本一致。变压器空载试验时,励磁电流本身带有比较大的5、7、1次谐波,存在一定电流畸变,空载损耗试验数据与仿真数据差异明显。从实测的铜耗随谐波次数上升的趋势可以看出,本文用交流电阻系数处理绕组电阻是正确的;而简单地用姨h表征谐波对绕组电阻的影响是不准确的,会使得误差随着谐波次数增大而增大。在谐波电压和谐波电流含量相同时,谐波铜耗占的比例远大于谐波铁耗,因此限制变压器谐波电
注:λh为谐波含量。
流大小和次数对于减小变压器总谐波损耗具有重要意义。
5 结论
目前,变压器的铁耗和铜耗主要通过实验方法测得。在变压器设计时,其铁耗和铜耗主要依据经验公式计算得到,变压器损耗模型尚不精确,谐波背景下变压器的相关研究更是缺乏。本文以变压器绕组层为研究单位,从电磁场角度分析了交流场中绕组的集肤效应以及邻近效应对绕组电阻的影响,从损耗机理出发研究谐波背景下变压器损耗的计算方法,建立了变压器谐波损耗分析模型,并对实际变压器进行了谐波损耗定量计算。本文的研究有助于指导谐波背景下变压器相关计算分析工作,也可为变压器优化设计、安全运行等提供理论和数据支持。
摘要：现有变压器模型无法精确计算变压器谐波损耗,因此提出了考虑集肤效应与邻近效应的变压器谐波损耗模型。对变压器中绕组的电磁场进行了分析,利用坡印亭矢量法得出各层绕组的损耗计算公式,由此分析了集肤效应与邻近效应对绕组的影响,建立了变压器谐波损耗模型。仿真结果表明,和Simulink自带模型相比,利用所提模型计算谐波损耗时精度更高。