2020年第7期《调研世界》封面、目录和文章选登

调研世界

THE WORLD OF SURVEY AND RESEARCH

目 录

热点聚焦

基于贝叶斯网络的移动支付操作风险度量 陈耀辉 唐 宁 3

基于中小企业视角的跨境电商人才需求分析 张崇辉 张 乐 苏为华 12

调研报告

营商环境影响企业经营绩效的机制研究

——基于湖北省21208户企业的调查分析 解洪涛 陈昶旭 张建顺 祝 莉 18

2030年碳强度目标约束下中国省域碳排放总量分配

——基于边际减排成本效应视角的分析 黄 煌 25

统计分析

城镇低保制度覆盖率地区差异的统计研究 官佳红 卢 媛 34

子女随迁对流动人口购房选择的影响

——基于中国流动人口动态监测数据的研究 艾小青 张允之 叶章琪 40

专题研究

家庭照护对农村居民劳动就业的双重影响：收入效应与替代效应 黄春杰 李 杰 47

社会资本、农户素养与农险购买意愿分析 刘福星 贺 娟 陶建平 54

农村经营管理队伍素质对农民增收的影响

——基于中国省级面板数据分析 李 睿 陈传波 60

THE WORLD OF SURVEY AND RESEARCH

CONTENT

Hot Spot

Operational Risk Measurement of Mobile Payment Based on Bayesian Network

Chen Yaohui Tang Ning（3）

An Analysis of Cross-Border E-Commerce Talent Demand from the Perspective of Small and Medium-Sized

Enterprises Zhang Chonghui Zhang Le Su Weihua（12）

Research Report

Study on the Mechanism of Business Environment Affecting Business Performance

——An Empirical Study Based on the 2018 Survey of 21208 Enterprises in Hubei Province

Xie Hongtao Chen Changxu Zhang Jianshun Zhu Li（18）

Provincial Amount of China's Carbon Emission under the Constraint of 2030 Carbon Intensity Targets.

——An Analysis from the Perspective of Marginal Emission Reduction Cost Effect

Huang Huang（25）

Statistical Analysis

A Statistical Study on the Regional Differences of the Coverage Rate of Urban Minimum Living Security

System Guan Jiahong Lu Yuan（34）

The Influence of Children's Migration on the House Purchase Choice of Floating Population

——Research Based on China Migrates Dynamic Survey

Ai Xiaoqing Zhang Yunzhi Ye Zhangqi（40）

Special Research

Double Effects of Family Care on Rural Residents' Employment: Income Effect and Substitution Effect

Huang Chunjie Li Jie（47）

Analysis of Social Capital, Farmers' Literacy and Willingness to Buy Agricultural Insurance

Liu Fuxing He Juan Tao Jianping（54）

The Influence of the Quality of Rural Management Team on the Increase of Farmers' Income

——Analysis of Panel Data Based on Provinces in China

Li Rui Chen Chuanbo（60）

基于贝叶斯网络的移动支付操作风险度量*[footnoteRef:1] [1: *基金项目：国家社会科学基金一般项目“互联网金融风险测度方法与监管机制研究”（项目编号：16BTJ030）。]

陈耀辉 唐 宁

内容摘要：本文首先搜集2018年6月至2020年2月移动支付操作风险案例，分析移动支付操作风险影响因素，得出用户层面有支付对象未确认、密码安全意识薄弱及虚假信息未识别三类风险致因；移动支付平台有软件正规性未审查、移动终端脆弱或员工故意泄露两类风险致因。构建贝叶斯网络模型度量移动支付操作风险，采用情景分析功能自下而上找出影响程度最大的因素，实证结果表明操作风险存在高频低损及低频高损的特征，影响高额操作风险最主要的因素为支付对象未确认及软件正规性未审查。根据研究结果提出提高移动支付用户风险防范意识，加强平台监管自查等针对性意见。

关键词：移动支付；操作风险；贝叶斯网络

中图分类号：O212.8 文献标识码：A 文章编号：1004-7794(2020)07-0003-09

DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2020.07.001

一、引言

随着“互联网+金融”的诞生，移动支付作为其龙头产业，正逐步融入人们的生活，以快速、便捷的优势对传统支付行业造成了颠覆性的影响，迅速占领巨大市场份额，影响人们的消费理念和生活方式。根据第45次《中国互联网络发展状况统计报告》，截至2020年3月，我国手机网络支付用户数量已达7.65亿，较2018年底增长1.82亿。我国移动支付行业自诞生以来，一直处于高速增长模式。

在移动支付的迅速发展中，一部分弊端也开始暴露。移动支付与传统线下支付不同，存在信用风险、操作风险、技术风险等互联网金融特有的风险，其中操作风险是发生最多、金额损失最大的一类风险。根据网络违法犯罪举报平台举报受理处置情况统计，2018年收到网民网络诈骗类有效举报20603条，人均损失24586元；从受害者角度来看，诈骗主要受害对象集中在60后以及00后群体。

随着我国移动支付规模不断扩大，它的发展形态从业务探索逐渐转变为探索和风险控制并重，社会与政府监管领域越来越重视风险管理体系的构建，出台相应监管方法，但由于在理论及实践层面研究仍较为缺乏，监管政策往往效果一般，所以本文深入研究移动支付操作风险体系，以期对监管部门改善风险管控提出针对性意见。

二、文献综述

（一）移动支付风险研究

在引起移动支付风险的诸多因素中，用户因素是受关注度较高的一个焦点。Cocosila et al（2016）调查了消费者对NFC移动支付的使用意愿，风险感知是用户使用NFC的最重要因素，隐私风险是最主要的负面因素[1]。刘谨（2017）以微信和支付宝为例进行案例分析，得出移动支付存在政策风险、运营主体风险以及用户风险，针对我国风险防范现状提出政策建议[2]。Chen et al（2019）通过调查问卷搜集用户数据，利用结构方程模型（SEM）从促进因素、环境因素、抑制因素和个人因素对移动支付进行研究，得出用户感知交易的便捷和政府支持等方面都对移动支付有积极影响[3]。

在移动支付研究中，不少学者对风险整体进行了评级。肖潇（2016）通过研究提出，移动支付存在外界、支付平台、行业、用户4个方面的风险，外界风险主要包括政策、法律以及网络安全风险；支付平台风险包括管理、平台操作、平台信用等风险；行业风险包括行业标准和市场准入风险；用户风险包括信用风险、违法风险以及用户操作意识风险[4]。孙银（2014）将移动支付风险分为政策风险、法律风险、操作风险、技术风险和信用风险5个方面，运用模糊综合评价法对整体风险进行了定量评价，该模型可用于移动支付企业的风险自评[5]。顾海峰等（2017）运用层次分析法和模型分析法构建了涵盖5个一级指标、19个二级指标的风险评价体系，以某移动支付平台为样本进行实证分析得出，网络安全风险占据影响移动支付风险的主导地位，信用风险与操作风险次之，法律风险与业务风险影响较弱[6]。杨天红等（2020）对移动支付安全风险进行研究，着重对风险类型、风险原因进行全面分析，发现用户个人信息安全防护意识较弱，信息泄露现象较为普遍，安全管理部门需及时采取措施维护用户合法权益，保证支付行业良性发展[7]。

（二）操作风险度量模型研究

自操作风险被纳入风险管理的具体研究中，大量研究人员对银行、传统金融业在操作过程中可能引起风险的环节进行研究，希望找到更好的度量方法来估计并有效管控。Alejandro et al（2018）比较各度量模型优缺点，提出一种灵活的集成自适应模糊推理模型，通过这种新模型，可以了解风险管理如何随时间进行演变[8]。童晶等（2018）以新常态为背景，从宏观层面分析操作风险中各因素对应关系，基于收入模型围绕操作风险资本进行量化，研究发现市场因素效果最为明显，由此提出完善数据建设等建议[9]。代剑锋（2019）在综合分析信用风险、市场风险、操作风险三类风险边际分布特征的基础上，结合Beta分布、GARCH（1,1）模型拟合尾部特征，利用极值理论POT模型、Coupla函数来描述三大风险间的概率分布及相关关系，利用Matlab计算总体风险值[10]。Zhu et al（2019）针对高频低额及低频高额操作风险数据特征，构建分段损失分布模型（LDA-SD），将损失分为两部分，分别拟合频率及强度概率分布，并用Copula函数建立分段模型间依存关系[11]。Fung et al（2019）为了消除各操作风险损失事件间可能存在的相关性，构建马尔科夫模型，利用EM算法进行模型校准，存在极大的灵活性，可预测短期未来操作风险损失[12]。

目前国内外在移动支付行业整体风险分析以及操作风险度量模型研究方面都开展了大量工作，但针对移动支付操作风险，并分析形成机制及影响因素方面的研究较少。本文正是从这一角度，运用现代金融风险测度技术，将操作风险从使用主体上划分为用户层面和移动支付平台层面来研究影响因素，结合我国操作风险数据严重缺乏的特征，选取适用于小样本量的贝叶斯网络模型进行度量，识别影响操作风险的关键性因素，为监管部门合力管控操作风险提出针对性意见，具有一定的理论意义和现实价值。

三、移动支付操作风险影响因素识别

（一）理论分析

巴塞尔协议将操作风险的影响因素分为三大类，分别是人员、内部程序和系统以及外部事件。结合图1简易移动支付环节，移动支付操作风险的参与主体主要有用户自身以及移动支付平台两者，分别对应巴塞尔协议中人员、内部程序和系统两类要素。同时在移动支付过程中，政府部门起到监督管控的作用，对应巴塞尔协议中外部事件要素。因此，在识别移动支付操作风险时，本文着重从这三个角度进行分析。

图1 简易移动支付流程

1.用户层面移动支付操作风险因素。一是移动设备管理风险。移动支付用户在进行资金交易时，通常是通过绑定的银行卡进行资金转移。一旦用户名、密码等信息泄露，很有可能造成隐私泄露，恶意转账的风险，对用户自身的资金安全造成巨大损害。二是银行卡信息绑定风险。在通过银行卡账号进行付款的过程中，一部分用户为了方便下次交易，选择记住账号和预留的手机号码。若手机丢失，不法分子通过获得实时验证码就能进行恶意付款。同时有平台推出小额免密支付，违法者可通过多次小额免密支付，从绑定的银行卡中盗取用户大量资金。三是支付对象未确认风险。传统线下支付方式通常是面对面进行交易，用户能清楚看见与自己交易的对象身份，并不需要另外进行确认，这就导致了人们在转换为线上移动支付时，往往忽略身份确认这一过程，用户若不对交易对象进行身份确认，很容易发生转错账、被诈骗等事件。四是陌生WiFi接入风险。绝大多数商户为了给顾客提供便利，在餐厅、咖啡厅、大型商场等顾客停留地段提供免费WiFi，用户在有免费网络使用的前提下，往往都会关闭手机流量，转而连接公共场所的陌生WiFi。不法分子正是利用了这一特点，在公共场合设置具有钓鱼性质的WiFi热点，套取用户私人信息，银行卡号、密码等。五是钓鱼网站链接风险。不法分子利用短信或邮件向用户发送虚假信息附加钓鱼网站链接，内容往往带有高利益性诱导用户点击，用户在点击进入的瞬间，立刻泄露手机中的个人信息。不少用户轻信短信内容，甚至在不明网站中输入银行卡号、密码、验证码等，导致资金损失。2.移动支付平台层面操作风险因素。一是虚假App客户端风险。开发商针对不同系统研究了不同软件，这本方便了用户的使用，但不少未通过正规性审查、存在安全风险的恶意圈钱软件也逐渐在市面上出现，例如虚假借贷平台、炒股公众号、理财平台等。移动支付客户端缺乏对新下载软件的安全性识别，导致用户在支付过程中，将钱款打入非正规软件，没有资金安全保障。二是移动支付平台技术风险。移动支付平台技术风险主要分为两大类：第一类为技术安全风险，移动支付平台的管理系统存储大量用户信息，极易被黑客等攻击，若平台自身安全技术防范不到位，则会泄露大量信息；第二类为运营技术风险，用户的正常交易依赖支付平台系统的正常运营，若运营系统产生技术性问题则会导致存储容量不足、运作能力有限，进而引发交易暂停、转账不畅等事件。三是业务人员泄露信息风险。平台员工作为内部工作人员，可轻易获取用户遗留下的私人信息。少部分业务人员为了谋取私利，贩卖用户个人信息。3.政府部门监管层面操作风险因素。一是监管主体不明确风险。目前尚未明确具体移动支付的统筹监管部门，多头监管导致重复管控、存在盲区、资源浪费等弊端，不可避免的降低了监管的有效性。二是法律法规不完善风险。监管对策仅从整体上提供了移动支付监管框架，对支付产业链相关环节没有一定的制约，监管很难到位，用户也难以维护应有的权益。移动支付行业监管制度大多由人民银行和银监会共同制定，法律效力相对较低。犯罪分子利用法律漏洞，危害用户资金安全。

（二）案例分析

为了进一步确认影响移动支付操作风险的因素，本文搜集了2018年6月至2020年2月共246条操作风险发生案例，记录各案例发生原因、损失金额，以期判断操作风险真实影响因素。部分数据见表1。

分析246条真实案例，无一例为政府监管层面操作风险事件，无法对其进行量化分析，所以本文仅从用户角度与移动支付平台角度寻找影响操作风险的因素。

将上述理论分析与实际案例相结合，合并相似原因所导致的操作风险，选取有代表性的原因作为真实影响因素，本文最终将用户类操作风险分为：第一，支付对象未确认类，主要指因未明确支付对象真实身份而轻易操作交易所产生的损失，其中有两种类型，一是冒充孩子老师、单位领导、家里亲戚等“熟人”；另一种是冒充公检法工作人员、淘宝客服、银行工作人员等部门业务人员，这种方式常由团伙作案。第二，密码安全意识类，用户自身因密码安全意识薄弱，不注意防范而造成密码泄露，通常表现为轻易将个人信息、银行卡密码等告诉旁人，泄露验证码，开通小额免密支付等。第三，虚假信息识别类，点击网络未知链接，扫描陌生二维码，连开放WiFi所导致的手机内个人信息、银行卡密码等泄露。

表1 操作风险损失事件

时间

受害人员

方式

损失金额（元）

2020年2月

徐先生

冒充幼儿园老师，收取学费进行诈骗

2200

2020年2月

李先生

下载虚假借贷APP，泄露个人信息

10000

2020年1月

王某

出租房屋，查询定金，提供验证码

10000

2020年1月

崔先生

虚假口罩卖家

12000

2019年12月

王先生

冒充数学老师收取资料费

586

2019年10月

周女士

购物返佣金

22000

2019年10月

张先生

网上学习技术知识

1500

……

……

……

……

2018年8月

李某

冒充客服理赔

38000

2018年8月

龚先生

理财

68680

2018年7月

韩先生

购买支付软件账号

6000

2018年6月

刘先生

积分兑换客户端软件，开通网银查询

12000

2018年6月

柴先生

平台信息安全维护漏洞

2000

数据来源：《网络诈骗趋势研究报告》，https://110.360.cn/ index/news。

移动支付平台类操作风险可具体细分为两类。第一，软件正规性未审查类。根据中国互联网安全报告，每年有十几万新增的恶意软件，这些恶意软件窃取手机内银行卡信息造成用户信息泄露。在非正规渠道下载软件，资金安全没有保障，用户金钱大量损失。第二，移动终端脆弱或是内部人员泄露。支付平台安全技术不高导致平台被攻击，大量用户信息泄露，造成巨大损失。曾有知名平台被曝其内部工作人员专业素养和职业道德不高，非法贩卖用户信息，造成用户金额损失。

具体影响因素见表2。

表2 移动支付操作风险影响因素

主体

风险因素

释例

用户

支付对象未确认类

冒充好友、客服、卖家或公检法、银行等工作人员

密码安全意识类

泄露验证码、密码、开通小额免密支付、支付密码设置简单

虚假信息识别类

未知网络连接、随机连接公共WiFi，扫描陌生人二维码

移动支付平台

软件正规性未审查类

非正规渠道下载APP，虚拟平台，虚假公众号

移动终端脆弱或内部员工泄露类

平台信息安全管理存在漏洞，内部人员泄露信息

四、基于贝叶斯网络模型的操作风险度量

（一）模型的选取

本文旨在研究移动支付操作风险的大小以及判断各影响因素影响程度，并且在模型构建过程中，需要考虑到我国损失数据库尚未建立，操作风险数据难以全面搜集的行业特点。对比现有操作风险度量模型，基本指标法与标准法对操作风险的计量过于简单，精确度较差，而损失分步法、极值理论法等需要大样本数据量为支撑，并不符合我国移动支付行业数据现状，所以本文最终选取贝叶斯网络模型为度量模型。

贝叶斯网络的基础是创建反映各变量间因果关系的有向无环图（DAG）。因其未连接的各节点间条件独立，所以在不完全信息下仍能进行有效推理。对于任意的一组变量X={X1,X2,···,XS}，构建贝叶斯网络主要从两方面入手，一是通过算法学习最契合数据特征的网络结构S，二是参数学习得到各变量条件概率表P。

贝叶斯网络模型度量操作风险有以下4个优点。

一是计算简便。贝叶斯网络由于事先设定各因素间相互独立，在进行计算时只需考虑与节点相邻的有限变量，通过相关节点状态，即可估计发生概率，简化复杂的联合概率为局部概率相乘，降低数据计算的难度，可操作性较强。

二是有效利用先验信息。先验信息主要指专家评判或是根据历史数据总结而得的信息，通过贝叶斯公式可有效利用先验信息对后验概率进行计算。通过不断获取数据进行修正测试，减少样本信息的影响，使结果趋于实际。

三是不用获取完整数据，可在数据缺失的情况下进行计算。经济活动中因数据库缺失往往无法获取完整数据集，贝叶斯网络模型反映的是各变量间概率关系图，即使缺少某一变量仍不影响模型的精确性。

四是可进行假设检验和情景分析。贝叶斯网络不仅具有正向推理作用，还具备逆向推理功能，模型构建后可对所需变量进行改变，观察其余风险诱因如何对关键节点进行作用，以此推断影响程度，找出最合适的风险控制措施。

（二）贝叶斯网络模型建立

1.贝叶斯网络模型建立步骤。

本文利用Netica软件构建贝叶斯网络模型进行移动支付操作风险的度量。

第一步，定义贝叶斯网络节点。通过总结国内外学者对移动支付操作风险的理论研究以及现有历史数据，基于前文对移动支付操作风险的致因分析，选取有代表性的操作风险影响因素，选定风险指标作为贝叶斯网络模型的节点变量。

第二步，节点变量数据搜集。通过网络爬虫、词条搜索等收集移动支付操作风险的历史数据，搜集损失发生原因、次数、金额作为贝叶斯网络模型的输入数据。

第三步，贝叶斯网络结构学习。采用贝叶斯网络分析软件，结合历史数据、研究经验以及结构算法，选取最能解释变量因果关系的结构图作为模型结构。

第四步，网络参数学习。首先设定网络结构中除子节点外其余各节点的先验概率，可通过Netica软件工具中的参数学习，导入搜集所得操作风险损失数据，计算网络中各节点变量的参数取值。参数学习过程可定义为判断各风险因素对总操作风险影响程度的过程。

第五步，实证结果分析。贝叶斯网络通过预先获知各风险因素发生概率，判断各因素对操作风险的不同影响，得到网络结构中目标节点各状态的概率值，实现模型对风险的管控分析功能。

第六步，情景假设。对目标节点总操作风险进行概率控制，判断其余节点变化情况，寻找关键风险诱因，以便后续风险管控。

2.结构学习。

贝叶斯网络结构的学习，就是在众多因果结构中找出最契合数据集中各变量间关系的过程，当一组变量X={X1,X2,···,Xn}确定后，各变量随机组成的全部因果图都能够作为网络结构，学习的目的是为了从这些可能的结构中寻找匹配程度最优的结构作为操作风险的度量模型，本文主要采取基于评分搜索的K2算法，事先确定变量为用户类及移动支付平台类各风险因素，默认评分函数为BIC评分，获得图2所示贝叶斯网络结构。

图2 贝叶斯网络模型

其中支付对象未确认、密码安全意识、虚假信息识别、软件正规性未审查、移动终端脆弱这5个节点分别设定为发生与不发生两种状态，用户层面损失、平台层面损失以及目标节点总移动支付操作风险损失分别设定为低风险（小于10000）、中等风险（10000~100000）、高风险（大于100000）3种状态。

3.参数学习。

贝叶斯网络参数学习是在网络结构确定后，学习各个变量节点的条件概率密度，得到整体的条件概率表。

支付对象未确认类概率：

（1）

（2）

密码安全意识类概率分布：

（3）

（4）

虚假信息识别类概率分布：

（5）

（6）

软件正规性未审查类概率分布：

（7）

（8）

移动终端脆弱或员工泄露类概率分布：

（9）

（10）

通过类似过程可得其他所需的概率，具体见表3、表4。

表3 用户因素损失概率分布值 （单位：%）

支付对象未确认

发生

不发生

密码安全意识

发生

不发生

发生

不发生

虚假信息识别类

发生

不发生

发生

不发生

发生

不发生

发生

不发生

小于10000

62.50

72.73

70.97

48.72

33.33

50

47.06

97.53

10000~100000

37.50

18.08

22.58

46.15

66.67

41.66

35.29

1.24

大于100000

0

9.19

6.45

5.13

0

8.33

17.65

1.24

表4 移动平台因素损失概率分布值 （单位：%）

软件正规性未审查类

发生

不发生

移动终端脆弱或员工泄露

发生

不发生

发生

不发生

小于10000

66.67

41.38

50

98.83

10000~100000

33.33

39.65

38.46

0.58

大于100000

0

18.97

11.54

0.59

（三）基于贝叶斯网络模型的操作风险实证分析

在Netica软件中构建图2所示贝叶斯网络结构，将各节点条件概率值输入贝叶斯网络模型，运算结果如图3所示。

根据运行结果图3，移动支付操作风险损失额lost变量值发生小于10000元的概率为58.5%，操作风险损失额在10000元到100000元之间的概率为28.8%，损失额大于100000元的概率为12.7%。由于操作风险损失额在100000元以上将给用户造成重大损失，所以应该尽量采取措施，控制相关因素，降低100000元以上损失发生的概率。

图3 贝叶斯网络运行结果

比较用户因素损失额users变量与移动平台因素损失额platforms变量，用户因素损失额小于10000元的概率为68.8%，低于移动平台因素的损失额发生概率为82%，由此可以得出，因移动支付平台造成的操作风险损失大多集中在相对较低的小于10000元的区域中。用户因素的损失额在10000元到100000元之间的概率为22.4%，高于移动支付平台因素造成的损失发生概率12.1%，因用户自身操作的原因导致的损失普遍高于因支付平台失误造成的损失。损失额在100000元以上的情形，用户因素损失发生的概率为8.8%，移动平台因素损失发生的概率为5.87%，略低于用户因素。

贝叶斯网络模型不仅可自上而下推断目标变量大小，也可运用逆向推理功能，判断各因素影响程度。应用到操作风险的度量模型中，即可以用来分析影响总损失的关键因素，从而有针对性的控制高额风险。当操作风险损失发生时，理想状态是损失发生的越小越好，即尽可能将损失控制在10000元以下，因此在贝叶斯网络模型中，将移动支付操作风险损失额lost值低于10000元的概率值设定为100%，而其余两种状态的概率为0，通过Netica软件运行结果见图4。

由图4可知，当移动支付操作风险损失金额始终保持在10000元以下时，用户层面小于10000元的发生概率从68.8%变为95.7%，上涨26.9个百分点；移动支付平台层面小于10000元的发生概率从82%变为95.9%，上涨13.9个百分点，增幅小于用户层面的变化，这进一步验证了用户层面操作风险损失大于移动支付平台层面的结论。

图4 贝叶斯网络情景分析运行结果

分别分析用户操作层面以及移动支付平台层面各因素变化，控制用户因素变量与移动平台因素变量小于10000元发生概率为100%，运行结果见图5、图6。

图5 控制用户因素变量操作风险发生的变化

图6 控制平台因素变量操作风险发生的变化

图5显示，当控制用户层面低于10000元的发生概率为100%时，移动支付操作风险低于10000元的概率由58.5%变化到81.4%，上涨22.9个百分点。支付对象未确认类风险发生概率由30.6%变为19.3%，密码安全意识类风险发生概率由18.5%变为11.5%，虚假信息识别类风险事件发生概率由19.8%变为11.8%。在用户因素层面，支付对象未确认类风险事件降幅最大，其次是虚假信息识别类风险，最后为密码安全意识类，即用户层面对高额操作风险影响程度最大的原因是支付对象未经确认而轻易转账的行为。因此，在控制用户层面高额操作风险事件时，应着重降低用户未明确支付对象直接操作支付转账事件的发生概率，比如腾讯平台加强用户识别安全等级，转账前进行对象确认提醒等，效果较为明显。

图6显示，当控制平台因素变量小于10000元事件的发生概率为100%时，移动支付操作风险小于10000元的概率由58.5%上涨到68.5%，涨幅并不明显。软件正规性未审查类事件发生概率从22.6%下降到11.2%，移动终端脆弱或员工泄露类发生概率从9.68%变为5.46%，降幅小于软件正规性审查因素。因此，在平台因素层面，应着重审查非正规渠道软件，例如定期邀请专家进行安全监测，在软件未上市前鼓励各开发商进行安全自检等。相关移动支付平台也应加强对非正规渠道软件的审核，支付平台设置拒绝在未设有安全标志的软件中进行支付等。

（四）模型在操作风险度量的应用分析

如果相关平台对损失原因做了详细记录，并且及时更新相关损失数据库，就可以根据自己数据库中操作风险的损失数据建立相应的贝叶斯网络。选取并量化各级风险指标，建立贝叶斯网络，对数据进行进一步的分析，以便更好的管理平台，提高用户风险防范意识。本文根据实证结果对贝叶斯网络在移动支付风险管控中的具体应用展开以下分析。

1.因果推理实现预测。

由于损失数据大多存在获取困难、样本量较小的特点，贝叶斯网络能很好地解决这一问题，其具有因果推理功能，能保证在知道具体操作事件时，推断出总体操作风险。以本文为例，若改变用户类支付对象未确认事件发生概率大小，则可以预测对应的总操作风险变化程度。

2.管控优先级的判断。

操作风险往往由多个因素共同导致，当平台或用户想要采取措施对风险进行管控时，为保证效率最大化，应选择对降低风险最有力的管控方面进行操作。因此，在确定众多影响因素时，例如本文中的支付对象未确认类、密码安全意识类、虚假信息识别类、软件正规性未审查类以及移动终端脆弱或员工泄露类，假设以上所有因素降低相同的概率值，平台就可构建贝叶斯网络模型进行模拟，得到哪一个因素使得操作风险下降幅度最大，因而着重对该方面进行管理，实现对风险的有效控制。

五、结论及建议

（一）结论

本文将移动支付操作风险的度量及管理作为研究对象，比较国内外学者对操作风险模型的研究方法以及我国移动支付操作风险的特点，选择贝叶斯网络作为研究所用模型。通过网络爬虫及百度逐条搜索共获得246条有效案例，计算得出用户及平台各类行为对移动支付操作风险影响力的大小，同时进行情景分析，对操作风险的实际管控提出相应对策，本文得出的主要结论如下。

第一，贝叶斯网络模型可用于管理我国移动支付操作风险。由于我国对操作风险的研究刚刚起步，损失数据较难获得，因此目前我国国内学者度量操作风险所采用的损失分步法或极值理论法等无法较好地度量并管理操作风险。贝叶斯网络模型可以解决数据不足的问题，利用概率假设能更有效地对操作风险进行管理。

第二，基于所获得的数据，我国移动支付操作风险金额损失小于100000元的概率为87.3%，存在高频低额、低频高额的特征。从用户及移动平台层面进行深入研究发现，用户实际操作导致的风险往往比因移动支付平台系统失误而造成的风险损失大。若想控制移动支付操作风险应着重从用户自身操作方面进行改进。

第三，通过贝叶斯网络的情景分析进行自下而上的逆向推理可得：在用户层面，支付对象未确认是造成损失的最大原因；在移动平台层面，非正规渠道是造成损失的最大原因。若要控制操作风险损失金额在10000元以下，用户层面需着重控制支付对象未确认类事件发生概率，移动支付平台需着重控制软件正规性未审查类事件的发生概率，从这两方面对高额操作风险进行控制能有效降低操作风险的损失金额。

（二）相关建议

操作风险形式众多、破坏性大、影响程度高，选取合适的模型进行度量并控制能有效降低操作风险带来的资金损失。用户需提高自身支付安全意识，移动支付平台需合理管控相关软件正规性，稳固系统安全，不断改进和提高支付环境安全。

1.合理运用贝叶斯网络等算法度量操作风险。

在度量操作风险时，由于历史数据的缺失，很难保证结果的精准性。在此情况下，寻找不确定性决策方法进行推理就显得尤为重要。从目前人工智能领域研究的情况来看，可以借鉴的方法主要有神经网络、贝叶斯网络、Petri网、模糊逻辑等。将这类方法运用于金融数据中进行操作风险度量，适用性高，可操作性强。

2.提高用户风险防范意识。

用户是引起操作风险的主要因素，因此提高用户安全意识能从源头上控制操作风险的产生。为此，根据本文研究实证结果，提出以下几点建议。

第一，明确支付对象。支付对象未确定是用户层面影响操作风险程度最大的因素。若每位用户在进行各项交易时，都提前确认支付对象，能有效减少操作风险事件的发生，降低损失金额。

第二，加强密码安全意识。密码泄露也是操作风险发生的主要原因之一，不要轻易向陌生人透露有关银行卡的信息及个人信息，密码设置也不要太过简单，禁止多账户设置相同密码。

第三，提高识别虚假信息的能力。目前，各种网络安全问题层出不穷，钓鱼网站、安全漏洞、木马程序等五花八门，用户在未确认安全的情况下要格外注意，别被蝇头小利蒙骗，泄露自身信息。

3.改善平台内部管理。

移动支付平台同样是引起操作风险不可忽视的一个主体因素。支付平台应从平台监管、人员培训、技术更新等方面提高自身安全监管能力，给用户一个更安全高效的支付坏境。

第一，加强交易安全技术监管。移动平台需设置资金交易多重防护，加强支付验证安全设置，提高移动支付软件的审核标准，鼓励各大企业加强软件上线前的风险自评能力，定期邀请专家进行安全检测。

第二，建立个人信息安全保护机制。平台需完善目前的监管体系，巩固用户个人信息的安全保护，加强技术，保证不被网络病毒等侵入。同时确保平台工作人员的职业道德，加强内部涉及用户核心信息工作人员的职业素质。

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作者简介：

陈耀辉，男，1963年生，安徽人，2007年毕业于华中科技大学，获理学博士学位，现为南京财经大学经济学院教授、硕士生导师、党委书记，研究方向为金融统计分析。

唐宁，女，1996年生，江苏人，现为南京财经大学经济学院在读硕士研究生，研究方向为金融统计分析。

(责任编辑: 刘雅欣)

基于中小企业视角的跨境电商人才需求分析*[footnoteRef:2] [2: *基金项目：国家社会科学基金一般项目“互联网金融风险测度方法与监管机制研究”（项目编号：16BTJ030）。]

张崇辉 张 乐 苏为华

内容摘要：本文利用248家中小型跨境电商企业的微观数据，通过构建基于Gamma分布的GLS模型对人才需求特征和影响因素进行了分析。结果表明：跨境电商企业人才需求呈现出缺口大、需求结构矛盾突出、技能需求差异大、专业诉求以商科为主等4大特征。从影响因素角度看，企业现有人才数量、离职率、合作的科研院校数量、复合型人才需求强度和人均受教育年限是企业人才需求的共性影响因素。此外，跨境电商交易企业“留人难”问题逐步加剧，关键性经营要素仍需通过外包或高端复合型人才实现转化；服务企业和平台企业正逐步融合，高学历、低流动性和复合型人才弱需求是现阶段主要表征。最后，结合企业需求调查结果，提出了相应的建议。

关键词：跨境电商；中小企业；人才需求；因素分析

中图分类号：C812 文献标识码：A 文章编号：1004-7794(2020)07-0012-06

DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2020.07.002

一、引言

跨境电商是国务院深化外贸领域“放管服”改革的重要内容，是促进我国外贸稳中提质、适应产业革命新趋势的重要举措。据海关总署统计，2018年我国跨境电商进出口额总额达1347亿元，增长50%以上。2020年4月，国务院常务会议部署完善跨境电商等新业态促进政策，在现有59个跨境电商综合试验区基础上，再新设46个跨境电商综合试验区，从宏观层面不断鼓励释放跨境电商政策红利，加速外贸转型。显然，跨境电商凭借利润空间大、运营成本小、交易流程简化等优势，已成为推动我国经济增长的新动力。

但是，高速发展的跨境电商产业对人才的需求也与日俱增。而且，作为“互联网+外贸”融合的新业态，跨境电子商务是一种涉及多项交易环节、多个监管部门与管理层级、多种技术领域的商业活动，人才对跨境电子商务行业尤为重要。特别是，对于中小型跨境电子商务企业，人力资源的限制甚至已成为影响企业发展的最主要因素。因此，探讨跨境电商人才的需求问题，剖析人才需求的影响因素，对跨境电子商务企业与行业的发展具有重要意义。

二、文献回顾与评述

目前，国内对跨境电商人才需求的研究相对较少，主要集中在需求规模和需求内涵两方面。关于企业对人才的需求规模，陈竹韵（2017）以浙江省民营企业为研究对象，发现平均每家跨境企业需招基层人才9位，预计2~3年内平均共计需要24位相关人才[1]；刘颖（2016）对北京主要外贸企业进行了调查，发现86%的企业认为严重缺乏跨境电商人才，且营销类岗位的需求最为迫切[2]。另外，据阿里研究院《中国跨境电子商务人才研究报告》显示，85.9%的企业认为跨境电商人才缺口严重[3]。对于人才需求的具体内涵，其与企业类型密切相关。比如，交易企业大多由传统外贸企业转型形成，对人才需求以其具备销售、外语、运营等市场业务能力为主[4]；服务企业的业务范围涉及各交易环节，对能力的要求包括产品设计、项目策划、风险控制等[5]；平台企业则主要关注人才的技术研发能力，包括互联网开发、系统集成、数据分析与编程等[6]。另外，在个人素养方面，各类企业普遍关注团队合作能力、创新与应变能力、组织协调能力等[7]。

如前所述，不同类型的企业对人才的需求规模及内在素质需求均存在差异。同时，对于跨境电商人才需求的形成及其机理，学界一直缺乏系统的研究。特别是，关于跨境电商人才需求的影响因素分析，仅有少量学者作了定性分析。根据Cappelli P（2009） 和Scroggins W A（2010）等人的研究，影响企业人才需求的因素主要包括劳动力价格、可替代程度、经济周期、企业经营方式以及产品产量与规模等[8-9]。而跨境电商作为一种“新业态”，尚处于高速发展期，刺激了跨境营销与服务、进出口通关与报关以及互联网营销和策划等领域人才需求数量[10]。同时，传统外贸企业转型升级，倒逼企业技术创新，进一步加剧了产业人才的劳动价格优势[11-12]。此外，商业模式不断推陈出新，使得复合型人才的需求长期存在缺口[13-14]。

但是，现有成果并不能从量化角度给出解决人才缺口的建议，且对于相关因素影响人才需求的过程与程度，均缺乏科学合理的解释。特别是，跨境电商产业链长，交易企业、平台企业和服务企业的商业模式存在显著差异，对人才的需求特点以及影响人才需求的因素也各不相同。因此，本文将利用248家中小企业的微观数据，比较不同类型的跨境电商企业人才需求规模和特征，并在此基础上探讨人才缺口长期存在的主要原因，以期为以后的研究提供参考。

三、模型建立及数据说明

（一）基于GLS理论的跨境电商人才需求模型

给定数据集{Yi;Xi1,Xi2,···,Xim}（i=1,2,···,n）为因变量Y和自变量X1,X2,···,Xm的观测值。记，，ei为满足古典假设的随机扰动项，建立GLS模型，有：

（1）

其中，为n×1未知向量，g(·)为连接函数，Yi服从指数分布簇。

特别的，若Y服从Gamma分布，则可建立基于Gamma分布的广义线性回归模型（Gregory A K，2019）[15]，有：

（2）

其中，μi为自然参数，为离散参数，为Gamma函数。

在上述模型中，被解释变量yi为跨境电商企业人才需求量，解释变量xij为企业对人才需求的影响因素。对于式（2），采用迭代加权最小二乘估计法（IRLS）估计，有：

（3）

其中，，，k为迭代次数。系数表示解释变量xi每增加一个单位，增加单位。当时，yi随着xi的增加而减小，即解释变量xi对人才需求量产生反向影响；当，yi随着xi的增加而变大，即解释变量xi会扩大人才需求量。

结合现有研究，本文从3个角度设计解释变量：

一是人才需求产生的产业因素。跨境电商作为一种贸易新模式，在高速发展过程中人才存量数量不足，导致人才流动性大。同时，跨境贸易模式不断演变，以低层次为主的传统贸易企业转型受困，使得人才成为产业持续发展的关键性因素。因此，本文分别用企业现有人才数量（x1）、人才人均受教育年限（x2）和人才离职率（x3）来衡量跨境电商产业发展对人才需求的宏观影响。

二是人才需求产生的企业因素。企业商业模式不同，对人才的需求数量与具体要求也不同。比如，交易企业一般兼具传统外贸企业的特征，领域业务经验丰富，以营销类人才需求为主；平台企业需同时为买家和卖家提供服务，对复合型人才的需求较为旺盛；服务类企业主要负责结算、物流、通关等中间环节，人才需具备较强的专业能力。因此，大型企业一般有固定的人才来源。综上，本文将对跨境电商企业分类建模，并用企业从事跨境电商的年限（x4）、合作的科研院校数量（x5）和复合型人才需求程度（x6）等3个变量进行分析。

三是人才需求产生的个体因素。工资水平是行业或产业吸引人才的一个主要因素。同时，“互联网+”的贸易手段以及新技术、新思维的涌现，对跨境电商产业的人才创新能力及活力要求较高，表现为现阶段从业人员的年纪相对较轻。因此，为反映跨境电商产业对人才的吸引力和相关特性，本文用人才平均年龄（x7）和人才平均月工资（x8）两个变量进行评价。

（二）数据来源与处理

1.数据来源及基本描述。

为了解跨境电商企业的人才需求现状，“基于大数据的跨境电子商务统计监测、评估与监管体系研究”课题组联合中国（杭州）跨境电子商务综合试验区、杭州市商务委员会和杭州跨境电子商务协会对248家企业进行了问卷调查。问卷共两份，一份是针对企业人力资源管理人员开展的，另一份是针对企业员工开展的。

本调查的时间为2018年1月至2018年9月，调查对象为133家跨境电商交易企业、59家跨境电商服务企业和56家跨境电商平台企业的641名员工。另外，针对调查问卷中反映的问题，后续对近50家企业的人力资源经理进行深入访谈。样本的其他基本信息见表1。

表1 248家样本企业的基本信息 单位：家

企业类型

交易企业

服务企业

平台企业

其他

133

59

56

0

企业性质

国有企业

集体企业

私营企业

其他

18

20

205

5

成立年限

3年以内

3~5年

5~10年

10年以上

41

59

79

69

跨境从业年限

1年以内

1~3年

3~5年

5年以上

10

78

82

78

员工数量

20人以内

21~50人

51~200人

200人以上

76

72

62

38

可以看出，样本企业的类型分布接近2.5:1:1，与当前跨境电商产业的实际情况较为一致。关于企业性质，私营企业占多数，且企业规模以200人以下为主，符合中小企业的基本特征。另外，为了反映各类企业不同发展阶段的人才需求特征，故在选择样本时考虑了企业的成立年限与跨境电商业务从业年限。

2.指标量化与说明。

本文的数据可分为3种类型：

第一类是单向区间型变量，包括企业现有人才数量（x1）、企业从事跨境电商的年限（x4）和合作的科研院校数量（x5）等3个变量，用组中值进行处理。比如，企业从事跨境电商的年限（x4），对应的取值分别为1年以内、1~3年、3~5年和5年以上，采用组中值进行处理后，该变量的数值分别为0.5年、2年、4年和6年。

第二类是程度性离散变量，复合型人才需求程度（x6）为该类变量。对于该变量，采用离散赋值方式，即需求程度较弱设为1，需求程度一般设为2，需求较强设为3，需求非常强烈设为4。

第三类是双向区间型变量，包括人才平均受教育年限（x2）、人才离职率（x3）、人才平均年龄（x7）和人才平均月工资（x8）等4个变量，采用组中值加权方式进行处理。比如，人才平均受教育年限，搜集的是企业中不同学历的人才比例信息。本文中，设定博士研究生、硕士研究生、大学本科、专科（高职）、高中及以下学历的人才受教育年限分别为21年、18年、16年、14年、12年，相应的人才比例同第一类数据采用组中值进行处理，然后将不同学历的受教育年限与比例进行加权，形成该企业的人才平均受教育年限。

四、实证分析

（一）跨境电商人才的需求规模与特征

1.人才缺口规模持续扩大。通过对248家企业调查得到跨境电商人才需求总缺口为2282人，平均每家企业人才缺口9.2人，且缺口规模呈扩大之势。其中，交易企业人才缺口915人，平均人才缺口6.88人/家；服务企业人才缺口673人，平均人才缺口11.41人/家；平台企业人才缺口694人，平均人才缺口12.39人/家。

2.需求结构矛盾突出。据整理的数据显示，营销及运营策划类的岗位需求量最大，占人才总需求的56.45%；商务类的人才需求量次之，为15.8%。究其原因，一是交易企业在行业中占比较大，而营销和商务是其主要业务；二是上述两类人才的技术壁垒相对低、人员流动性大。另外，因技术和产品类、风控类以及通关类的人才匮乏，造成相应岗位的人才需求总量虽不大（对应的占比分别为14.93%、7.26%和5.56%），但企业无法通过市场得到有效满足。

3.专业诉求以商科为主。国际贸易专业的学生最受企业青睐，需求占比达27.86%；语言类（以英语为主）、物流类、电子商务类和市场营销类的专业需求占比较为接近，分别为17.91%、16.67%、15.92%和15.67%。这同样与目前行业中交易企业数量占绝对比重相关。结合当前跨境电子商务产业的发展态势，相关专业的热度将会得到延续。

4.职业技能需求差异大。数据显示，95.47%的人力资源主管均表示复合型人才是最为紧缺的。但是，不同类型的企业对复合型人才的技能需求不一致。对于交易企业，要求具备较强的营销能力、外语能力和外贸业务技能；对于服务企业，对技能的要求主要集中在营销和分析方面；对于平台企业，则要求复合型人才具备较强的数据分析和运营管理能力。

（二）跨境电商人才的需求影响因素分析

为了更深入的分析跨境电商人才需求产生的原因，以及前述特征是否会显著影响跨境电商企业的人才需求，下面构建GLS模型进行分析。

1.数据分布形态检验。

本文所采用的调查数据以离散数据为主，且指标的量化方法使变量很难服从正态分布，无法使用经典OLS回归估计相关因素对人才需求的影响，故需通过检验变量的分布形态，以确定后续模型的构造。不失一般性，本文采用Q-Q图的方式进行检验。

基本思路是，首先估计企业人才需求量的分布形态。经检验，交易企业、平台企业和服务企业的人才需求量均符合不同参数的Gamma分布。然后，利用拟合得到的分布参数，生成完全符合Gamma分布的随机数。最后，通过构造各类型企业人才需求量与对应随机数的Q-Q图进行判断。

根据图1，不难发现，交易企业、平台企业和服务企业的Q-Q检验结果均显示企业人才需求量的数据散落在直线附近，故可认为该变量符合Gamma分布。

2.模型估计结果与分析。

根据式（2），建立基于Gamma分布的GLS人才需求模型。本文首先将交易企业、平台企业和服务企业的样本混合进行估计，建立混合模型。然后，分类型建立企业人才需求模型，以比较估计结果的差异。

（1）根据混合估计的结果（见表2），可以看到，不同类型的企业可能存在异质性现象，即3类企业的人才需求影响因素不一致，导致模型的整体估计效果一般，AIC值较大。从影响因素角度，现有人才数量越大，企业对人才的需求越小。不难理解，对于规模较大的企业，发展较为稳定，人事制度与薪资福利体系较为健全，故人

图1-1 交易企业的Gamma分布检验

图1-2 平台企业的Gamma分布检验

图1-3 服务企业的Gamma分布检验

图1 跨境电商企业人才需求的数据分布形态检验

[footnoteRef:3] [3: ①比如，通关、物流、结售汇等通过服务企业解决，跨境贸易通过平台企业完成。]

才的流动性相对较低，人才需求也较小。与此相对，小型跨境电商企业的人才需求较大，业务规模迅速扩张和企业人才流动性大是主因。另外，合作的科研院校数量越多，企业人才供给能通过联合培养或定向输送得到有效满足；跨境电商产业中高端人才匮乏，使得高学历占比越大的企业对人才需求程度越小；各类企业对复合型人才均有显著需求，但商业模式及发展阶段不同使得需求强度有所差异。

（2）交易企业的GLS模型估计结果分析。据结果显示，跨境电商交易企业人才流动性最大（边际系数为–0.180，大于混合估计结果–0.130）。从客观环境看，随着税改新政策实施后，一批小型且无竞争优势的跨境电商企业陷入生存困境。同时，销售运营岗位在外贸企业中占绝对比例，而该岗位流动性最高，平均年离职率达18.85%，比企业平均年离职率高32%。从主观角度看，有83.60%的员工认为工作压力与薪资不成正比是跳槽的主要原因。特别是，对于中小企业，有23%的人力资源经理指出薪酬激励是企业目前最迫切需要解决的问题。模型估计结果也同样显示，在90%的置信水平下，平均月工资会显著影响企业人才需求量。

表2 基于Gmama分布的GLS人才需求模型估计结果

变量

混合估计

交易企业

服务企业

平台企业

Intercept（截距）

0.571***

0.296

0.686***

0.684

x1（企业现有人才数量）

–0.017***

–0.014**

–0.048***

–0.225**

x2（人才人均受教育年限）

–0.013*

–0.014

–0.066***

–0.099***

x3（人才离职率）

0.130***

0.180***

0.056***

0.080***

x4（企业从事跨境电商的年限）

–0.009

–0.025

–0.245***

–0.224***

x5（合作的科研院校数量）

–0.040***

–0.059***

–0.027***

–0.063***

x6（复合型人才需求强度）

0.025*

0.031**

0.014**

0.008**

x7（人才平均年龄）

0.002

0.003**

0.002

0.001

x8（人才平均月工资）

–0.007

–0.077*

–0.049

–0.237

AIC值

796.162

866.628

792.961

599.212

注：*、**和***分别表示在90%、95%和99%置信水平下显著。

需要指出的是，与传统外贸企业相比，跨境电商交易企业在运行模式、交易形式与环节、运行效率等方面实现了突破与提升，但转型中的关键性要素一般通过外包方式转化①，或通过职业经理人等高端复合型人才进行消化，模型估计结果显示，跨境电商交易企业对复合型人才的需求强度为0.031，高于混合模型的估计结果0.025。对于企业运行的主要群体，仍具有层次低的特点。原因在于，营销是交易企业的最主要业务，对应的核心技能是沟通表达能力与外语能力，企业主要通过与高职院校合作，采用“订单式”培养计划解决人才问题。同时，薪酬体系不完善，使得中小企业“留人难”问题逐步加剧，不断通过培养行业“新”人才满足生产经营需要。

（3）服务企业与平台企业的GLS模型估计结果分析。随着跨境电商产业的不断推进，服务企业和平台企业相互依托、深化发展，业务也逐渐融合。据估计结果显示，与交易企业不同，服务企业和平台企业的人均受教育年限会显著影响人才需求量，边际影响分别为–0.066和–0.099，且人才流动性也更低。主要原因在于，经过初期发展，服务企业和平台企业通过兼并与竞争实现了业内资源整合。特别是，在处理跨境电商长链条环节上，大型企业更具经验，并建立了跨境电商综合服务平台。平台服务的深层次性、专业性，使得业务技术壁垒较高，人才获得感强，降低了流动性。同时，估计结果也表明，服务企业与平台企业从事跨境电商行业年限越长，对人才需求越低，且年龄并不具有显著影响，均从侧面印证了两类企业人才低流动性的特征。

另外，服务企业和平台企业的复合型人才需求强度分别为0.014和0.008，低于混合模型的估计结果0.025。但从长期来看，私人定制销售模式已经涌现，服务企业依托平台数据为企业产品推广提供个性化服务，有效降低了企业运营成本。随着定制化营销不断升级，势必将提升服务企业和平台企业对高端复合型人才的需求。

五、结论

本文利用248家中小型跨境电商企业的微观数据，通过构建基于Gamma分布的GLS模型，分析了我国跨境电商交易企业、服务企业和平台企业的人才需求特征和影响因素，得到以下结论：

（1）基于Gamma分布的混合模型估计结果表明，不同类型的企业对人才需求存在异质性，即交易企业、平台企业和服务企业对人才需求不一致。从影响因素角度，人才离职率、企业现有人才数量、合作的科研院校数量以及企业人才的人均受教育年限等是共性影响因素。其中，人才离职率越高的企业，对人才需求越强烈；企业现有人才数量、合作的科研院校数量和企业现有人才的人均受教育年限增加，会使企业人才需求降低。

（2）交易企业的GLS模型估计结果表明，人才流动性大是交易企业最显著的特征。同时，工资也会显著影响企业人才需求量，且已成为中小型交易企业面临的最主要难题。另外，因交易企业具有“营销占主导、交易链参与深”的特点，致使人才平均年龄和复合型人才的需求强度提升也会显著刺激企业人才需求。

（3）服务企业和平台企业的GLS模型估计则表明，因两类企业均具有服务层次深、专业性强的特点，使得业务技术壁垒较交易企业明显偏高，从而降低了人才流动性。进一步的，服务企业和平台企业对复合型人才的短期需求强度低于混合模型，但随着跨境新模式不断演变，对高端复合型的人才需求将会逐步提升。

基于上述分析，提出以下建议：提高政府参与度，加强培训的“效”与“度”，助力员工职业技能提升；设立“跨境电子商务+”课程体系，形成校企联动机制，保证人才供给与需求信息相对称；建立跨境电商人才交流平台，完善人才配套政策，助力产业竞争力提升。

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张崇辉，男，1988年生，浙江省人，2016年毕业于浙江工商大学统计学院，获经济学博士学位。现为浙江工商大学统计学副教授，四川大学商学院博士后，研究方向为跨境电子商务。

张乐，男，1997年生，山东省人，2019年毕业于浙江工商大学统计学院，现为浙江工商大学统计学硕士研究生，研究方向为跨境电子商务统计。

苏为华，男，1963年生，浙江省人，毕业于厦门大学计划统计系，获经济学博士学位。现为浙江工商大学副校长、教授、博士生导师，研究方向为综合评价理论与方法。

(责任编辑: 黄煌)

城镇低保制度覆盖率地区差异的统计研究*[footnoteRef:4] [4: *基金项目：国家社会科学基金项目“基于习惯形成嵌入面板ELES模型视角的城乡居民消费结构研究”（项目编号：19BJL047）。①低保标准即最低生活保障标准是根据省市、自治区人民政府按照当地居民生活必要支出确定的贫困线，对达到贫困线的居民给予相应补助以保证其基本生活。]

官佳红 卢 媛

内容摘要：本文在比较静态分析框架下，运用函数型数据方法，通过拟合城镇居民收入函数，测算在不同的城镇低保标准下城镇低保制度覆盖率。研究表明：各地区低保制度覆盖率具有差异性，且城镇低保制度覆盖率与城镇低保标准存在绝对正相关关系；各地区相关政府部门在调整城镇低保标准时要考虑到居民收入分布的变化，保证低保制度覆盖率达到稳态。本文为科学划定低保标准，测算低保制度覆盖规模等决策提供解决方案。

关键词：城镇低保制度；城镇低保制度覆盖率；比较静态分析；函数型数据

中图分类号：F222 文献标识码：A 文章编号：1004-7794(2020)07-0034-06

DOI: 10.13778/j.cnki.11-3705/c.2020.07.005

一、引言

最低生活保障制度（下文简称低保制度）是我国重要的民生保障制度，是政府对家庭人均收入低于最低生活标准的居民给予现金资助，用以满足居民基本生活需求。最低生活保障制度实际上剥离出了贫困人口中最需要救助的贫困对象，特别是对无劳动能力的贫困人口给予生活帮扶。这项制度体现了我国政府对公民生存权的尊重，体现了我国社会主义制度的优越性。

本文提出一种基于函数型数据拟合方法的低保制度覆盖率计算方法，在充分考虑到居民收入分布及变化情况下，计算低保标准和低保制度覆盖率，为低保制度改革和重要参数设计提供创新性理论方法。本文的应用价值体现在，通过对低保制度覆盖率的测算和区域比较分析，可以消除人们对低保制度的认识误区，例如经济发展水平好的地区低保制度保障力度也好，低保标准高的地区制度覆盖率也高等，文章通过函数型数据拟合方法证明居民收入分布是影响低保标准和低保制度覆盖率的隐性重要因素，证明存在低保制度覆盖率的地区差异。

二、概念界定和研究综述

（一）概念界定

最低生活保障制度覆盖率下文简称低保制度覆盖率是指居民家庭人均收入低于当地低保标准①，且其他条件均符合申请低保条件，而获得低保制度保障的贫困人数占总人口数的比率。

低保实际覆盖率是以政府定期公布本地区领取最低生活保障的人数除以该地区户籍人口总数算得。低保制度覆盖率和低保实际覆盖率既有联系又有区别。首先，两者都是反映低保制度保障效力的指标，数值越大说明低保制度保障低收入人口比例（数量）越大，制度保障效力越大。其次，与低保实际覆盖率相比，低保制度覆盖率属“先验指标”，可以测算出低保制度改革的政策效果。与低保实际覆盖率相比，低保制度覆盖率还是低保制度执行情况的“验证指标”。

本文提出的低保制度覆盖率的“先验指标”和“验证指标”属性主要体现在：第一，低保制度覆盖率是“事前检验”指标，即在制度施行前可以预测或模拟制度效果，具体地说，按照文中方法可以计算当低保申请标准线变动或居民收入分布变化时，制度覆盖人数变动的具体数值，即低保制度保障力度的实际变化，而低保实际覆盖率是“事后检验”，即制度效果只有在执行后才可以被测度到，因而不具备预测或预警功能；第二，与居民收入函数拟合方法相结合，文中方法给出了低保申请标准、低保人数、居民收入分布函数三变量的函数关系式，揭示了低保标准和低保制度覆盖率（人数）的本质关联；第三，若将低保制度覆盖率和实际覆盖率作对比，制度覆盖率可以作为“验证指标”，用于检验低保制度是否合法依规运行，例如，如果制度覆盖率低于实际覆盖率，说明实际领取低保的人数大于制度规定的领取人数，如果差额较大相关部门应该审核是否存在骗领低保的问题。反之，相关政府部门应该检查是否存在低保制度怠政、审批过于严格等问题。

（二）文献综述

目前，围绕低保标准和低保制度覆盖率的研究主要集中于三个领域：

第一是对低保制度、低保标准相关问题的阐述。我国在低保制度实行过程中一些问题逐步显现，亟待解决，例如低保标准与扶贫标准的关系探讨、低保制度与扶贫政策衔接问题等等。随着脱贫工作的进展，韩克庆（2018）认为低保标准应该低于扶贫标准，发挥低保制度的兜底性救助功能[1]。李迎生等（2019）指出农村低保和精准扶贫各位一体的现况使得这两项政策（制度）不易衔接[2]。这些问题以理论性研究为主。

第二是关于低保标准的实证测算。在国外，“贫困救济制度”实则等同于我国最低生活保障制度，Rowntree B S et al（1902）通过计算维持最低生活所需的物品和服务的价格来确定贫困标准[3]。在国内，扩展线性支出系统模型（ELES）方法应用最为广泛，这一模型基于公民对生存、发展等需求理论，构造公民基本消费需求函数，并以此进行测算。向运华等（2018）、韩旭峰等（2017）、谢东梅等（2017）基于ELES模型分别测算湖北省武汉市、甘肃省、福建省的低保标准，分析了实际标准与测算标准的差距并提出相应的建议[4-6]。

第三部分研究与本文关注的问题角度相似，但研究方法和思路上完全不同。顾文静（2011）从公平理论出发,采用最低生活保障制度人群效用均等模型，计算了全国各个省（自治区、直辖市）的均衡最低生活保障标准,结论是西部、中部、沿海地区的最低生活保障水平与均衡水平的偏离程度不一样[7]。戴建兵（2012）运用比率模型和标准值模型对31个省市低保标准进行地区差异比较，得出地区性差异显著的结论[8]。陈建东等（2014）认为农村地区、贫困地区财力较差是造成城乡低保差异、地区低保差异最根本的原因[9]。袁璐雯等（2015）在研究低保标准差异性影响因素时利用K-means聚类分析方法将31个省市、自治区的相关数据分为三类，结果发现三类地区的平均标准均存在差异性[10]。

综上，对低保制度、低保标准的研究以理论描述为主，对低保标准计算方法的研究国内学者主要是基于ELES模型，第三部分学者试图运用数量方法来刻画由于低保标准的地区差异造成的制度保障水平（覆盖率）的差异性，但却未能准确计算出各地区低保制度覆盖率。本文针对上述问题提出了解决办法，即在比较静态分析框架下，运用函数型数据方法，通过拟合各地区城镇居民收入函数，构造城镇低保标准、城镇低保制度覆盖率、城镇居民收入的函数关系式。本文的创新之处是，在已知城镇居民收入分布函数和城镇低保标准情况下，直接通过函数式计算城镇低保制度覆盖率，一方面给出了低保制度覆盖率测度方法，另一方面在考虑到地区居民收入分布差异性的基础上，可以实现最低生活保障制度保障效力的省域比较分析。

三、方法和数据

（一）收入分布函数拟合方法

拟合收入分布函数一般有参数估计和非参数估计两种方法。其中参数估计方法是利用已知的城镇居民人均可支配收入数据并选取合适的典型函数进行分析推断的方法。由于典型分布函数的分布族比较完备，在对于高、中、低不同的收入水平可以选取不同的分布函数去拟合，同时也能解决一些定量问题。经实证研究证明：选取Pareto分布可以较好拟合我国高收入组收入分布（王海港等，2006）[11]；选取Lognormal分布可以较好地逼近我国中等收入组居民（成邦文，2005）[12]；孙伟等（2017）利用参数估计方法，依据黑龙江省及国家城镇居民人均可支配收入数据，分别采用极大似然法与分段计算参数来计算分布总体中的参数，确定收入分布函数，验证黑龙江省及国家人均可支配收入服从对数正态分布，结果表明该分布对于低收入段拟合效果很好，但是对于个别中高段收入拟合效果不理想[13]。

由此可见，利用不同典型函数形式大多都只适用于实际收入水平的局部分布，即参数估计法很难满足选取的典型分布与某一实际收入分布在整体上有一个较优的吻合程度。有学者认为非参数核密度估计的方法拟合收入分布函数可以达到更好的拟合效果（Pittau M G et al，2006）[14]。但是非参数核密度这种方法在节点处不够光滑，若想实现实际收入分布函数与密度函数之间的相互推导则难度系数较大，此外，若要定量分析一些问题也不太容易解决。

结合本文的研究对象和低保人群收入的数据特征，通过试算后选取Gamma函数对收入分布进行拟合。

（二）比较静态分析模型

一般来讲，城镇居民最低生活保障覆盖率主要受到两个直接因素的影响：

1. 城镇居民人均可支配收入的分布密度函数f(t)。

2. 城镇低保标准线t。

从统计学概念来看，各年份各地区的城镇居民人均可支配收入服从一定的分布规律，即当把城镇居民人均可支配收入看作随机变量ξ时，随机变量ξ服从某一分布，用分布函数F(t)表示，即

（1）

式（1）中F(t)表示人均可支配收入水平小于等于低保标准线t的人口占某地区全体城镇居民的比重。收入水平不高于低保标准线的城镇居民人口才可以得到最低生活保障制度的照顾，且低于低保标准线的城镇人口数即为城镇低保制度的保障规模（记为U），保障规模可用某地区全体城镇总人口（记为Q）与该地区全体城镇居民中收入不高于t的人口比例F(t)相乘的形式表示，即

（2）

由式（2）可看出，某地区城镇居民的最低生活保障规模是由该地区的城镇总人口Q、城镇低保标准t以及城镇人均可支配收入分布密度函数f(t)共同决定的，如图1所示。

图1 低保标准线和收入分布密度函数共同决定F(t)的示例图

图1中的深色区域F(t)为人均可支配收入低于城镇低保标准线t的城镇居民人数占城镇总人口的比重，即城镇低保覆盖率。由图也可直观看出，在某地区的总城镇人口数一定情况下，居民收入分布密度函数f(t)和低保标准t会共同决定保障规模U。

由分布函数相关性质可知，在城镇总人口一定的情况下，利用控制变量法具体分析收入密度函数和低保标准的变化对保障规模的影响效应：

（1） 控制收入密度函数f(t)不变，改变城镇低保标准的大小，例如低保标准由t1增加到t2，即t1

（3）

（4）

即，显然，由此可得结论，若保持城镇居民可支配收入的密度函数不变，调高城镇低保标准，城镇低保制度的保障规模会增大，反之，若调低城镇低保标准，城镇低保制度的保障规模则会减小。

（2）控制低保标准不变，假设一直保持在t1的城镇低保标准水平，随着城镇居民收入平均水平提高且整体上贫富差距拉大，收入密度函数的形状将会发生变化，可由f1(t)变为f2(t)反映这种现象。令μ1、μ2为f1(t)与f2(t)的均值，令σ1、σ2为f1(t)与f2(t)的方差，且令μ2>μ1，σ2>σ1，即：

（5）

（6）

则U1>U2，这说明当城镇低保标准水平保持在某一个固定值时，若城镇居民人均可支配收入密度函数形式发生改变，其对应的保障规模定会发生变化。在城镇居民平均收入水平提高且伴随收入水平差距变大时，即μ2>μ1，σ2>σ1，享受城镇低保制度居民人数将会变少，城镇低保制度的保障效力也会减小。

（3）当不控制这两个变量时，即申请标准t可以任意调整且城镇居民人均可支配收入密度函数f(t)可随机发生变化。此时的情况可以结合前两种情况同时调整，即f(t)由f1(t)变为f2(t)，t由t1变为t2，且t1

（7）

（8）

因为此时影响U1、U2保障规模大小的两个变量均不相同，结合（1）（2）两种情况可知，若只将t1变为t2且t1

（三）选取数据

城镇平均低保标准数据来源于民政部官网，该网站提供了各省份低保月标准统计季报，据此可计算得到城镇平均低保标准。

各省份城镇居民收入数据和人口数据来源于各省统计年鉴，收入数据采用城镇居民收入五分组的人均可支配收入。各省城镇人口数据来源于各省统计年鉴。本文实证部分研究的省份（市）按户籍人口统计口径选取相应的收入数据和人口数据。本文在原始数据收集阶段，整理了包括东部、西部、南部、北部和中部地区的11个省（市）的2013年至2018年统计年鉴、统计公报等官方数据，由于收入分布函数拟合需要的数据类型为居民收入分组数据，各省份居民收入分组数据齐备的最新可比年份为2017年。

四、实证分析

（一）最低生活保障覆盖率的地区差异性

案例省份的选取考虑到典型性和代表性问题，并兼顾经济发展水平，地理区位等因素的平衡性，最终选定东部的江苏和上海，西部、南部的四川和湖南4个省份。

由于上海市在2017年已经实现城乡低保标准一体化，所以上海市采用的是全市居民按收入五等分分组的人均可支配收入和全市户籍人口数据。利用Matlab选取Gamma函数拟合四川、湖南、江苏和上海城镇居民人均可支配收入密度函数曲线族，由此可观察得到各地区城镇居民收入分布的变化趋势，见图2。

图2 2017年各省份市人均可支配收入的概率密度函数分布族

资料来源：四川省、湖南省、上海市、江苏省统计年鉴

由图2可以看出，不同地区城镇居民收入分布具有差异性，收入密度函数均值越大的省市其方差也越大，这说明城镇居民平均收入水平越高的省市其收入差距也越大，其中上海市的收入水平最高，高低收入差距也相对较大，四川的收入水平最低，高低收入差距也相对较小。在此趋势下，假使这四个省市的低保标准相同，其低保覆盖率会因为居民收入分布的差异而不同。

实际上，各省份制定的城镇低保标准并不相同，根据四省市2017年城镇低保标准，基于比较静态分析框架可计算得出城镇低保覆盖率，结果见表1。由此得到四省市的城镇低保标准和低保覆盖率直方图，见图4。

表1 2017年各省（市）的城镇低保标准和低保制度覆盖率

省份（市）

城镇低保标准（元/年/人）

城镇低保覆盖率（%）

四川省

5530.26

1.360**

湖南省

5285.43

1.002**

江苏省

7542.78

0.900**

上海市

11268.78

0.460**

注：***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。

由表1可看出，四省市中上海城镇低保标准最高为11268.78元/（年·人），其城镇最低生活保障制度覆盖率只有0.46%，而城镇低保标准相对最低为5530.26元/（年·人）的四川省，其城镇最低生活保障制度覆盖率达到了1.36%。这表明城镇低保标准相对较高的省市其低保制度覆盖率不一定高，反而可能低于低保标准更低的省市。这是本文的研究结论之一，希望以此揭示民众对低保制度的认知误区。究其本质原因，如前文比较静态分析的情形（2）所述，这是由居民收入分布决定的，而居民收入分布形态对低保覆盖率的影响是隐性的，需要有科学的方法将这一隐性因素测度出来，为政府相关部门提供决策参考。

（二）各省城镇低保制度覆盖率时序分析

对试算的11个省市进行时间序列分析发现，江苏省和湖北省是代表两种变化趋势的典型省份。选取2013至2017年江苏省和湖北省统计年鉴城镇居民人可支配收入数据，利用Gamma函数分别拟合江苏省和湖北省城镇居民人均可支配收入密度函数曲线族，见图3和图4。

图3 江苏省历年城镇居民收入概率密度曲线族

图4 湖北省历年城镇居民收入概率密度曲线族

资料来源：江苏省、湖北省统计年鉴

由图3和图4可看出，2013至2017年江苏省和湖北省城镇居民收入的总体变化趋势为：城镇居民人均可支配收入的平均水平逐年提高，高低收入差距逐年变大。实际上通过拟合11个省份2013年至2017年收入分布概率密度曲线族发现，11个省份居民收入分布均呈现出如图3和图4相同的变化趋势。在此趋势下，由比较静态分析模型的式（5）和式（6）可知，如果低保标准固定不变则低保制度覆盖人数将下降。实际上，各省份低保标准是在不断调整的，下面将具体分析低保标准调整对低保制度覆盖率的影响。

根据2013至2017年江苏省和湖北省的城镇低保标准可计算得出低保制度覆盖率，其置信度达到95%结果见表2和表3。

表2 2013至2017年江苏省城镇低保标准和城镇低保制度覆盖率

2013年

2014年

2015年

2016年

2017年

低保标准（元/年·人）

5530.56

6128.85

6700.32

7138.05

7542.78

城镇低保覆盖率（%）

1.661

1.445

1.180

0.901

0.90

表3 2013至2017年湖北省城镇低保标准和城镇低保制度覆盖率

2013年

2014年

2015年

2016年

2017年

低保标准（元/年·人）

4317.06

4752.18

5235.09

5703.24

6520.02

城镇低保覆盖率（%）

0.447

0.529

0.853

1.079

1.509

由表2可看出，江苏省2013至2017年城镇低保标准虽然逐年提高，但是城镇最低生活保障制度覆盖率却不断下降，这表明江苏省制定的城镇低保标准逐年提高幅度不足以抵消该省城镇居民收入分布变化对低保制度覆盖率的削弱作用，所以江苏省出现了城镇低保制度保障人数比例随着低保标准的提高不升反降的现象。

由表3可以看出，湖北省从2013至2017年城镇低保标准逐年提高，其城镇低保制度覆盖率也不断增大，这表明湖北省制定的城镇低保标准逐年提高的幅度不仅能抵消该省历年的城镇居民收入分布变化对低保覆盖率削弱作用，还能进一步扩大了低保制度覆盖率，这说明该省低保制度保障效力在逐年增强。

五、结论与政策建议

根据上述分析，本文主要结论和政策建议为：

第1， 最低生活保障制度覆盖率不仅与保障标准相关，还与居民收入分布情况相关。最低生活保障标准是显性因素，居民收入分布是隐性因素。因此，低保标准绝对值高的省份其覆盖率未必也高，在制定低保标准时要特别注意测度居民收入分布的变化。

第二，城镇低保覆盖率具有地区差异性。实证研究中可看到不同省份的低保覆盖率存在显著差异，不可以盲目认为某些省份制定的城镇低保标准高其制度保障效力也高。此外，各省居民收入分布的差异将使得各省的低保标准相同情况下低保制度覆盖率存在差异。

第三，最低生活保障制度标准应该与居民收入形成联动机制。制定低保制度的相关政府部门要及时测度居民收入的隐性变化，并对低保标准进行相应调整，才能保证此项制度有稳定的制度覆盖率。

参考文献

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Pittau M G, Zelli R.Trends in Income Distribution in Italy: A Non-Parametric 90 and a Semi-Parametric Analysis[J]. Journal of Income Distribution, 2006, 15(4).

作者简介：

官佳红，女，1999年生，重庆奉节人，海南大学经济学院在读本科生，研究方向为应用数理统计。

卢媛（通信作者），女，1981年生，辽宁沈阳人，海南大学经济学院统计系讲师，研究方向为应用数理统计。

(责任编辑: 王思瑶)

 

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