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與世無爭的詩句范文第1篇

關鍵詞污染紅利；污染集聚；成本效應；替代效應

中圖分類號 F323.9 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2014(2011)-02-0006-05

面對環境污染的日益嚴重，經濟學界試圖從各個不同的角度對之進行解釋。一是“污染天堂假說” ［1］,該理論認為，在自由貿易的條件下，發達國家將污染產業轉移到了發展中國家，而自己則從發展中國家進口污染密集型產品。但實證研究得出的結論卻不一致,部分實證成果支持“污染天堂假說”，部分實證成果則不支持該假說。二是“環境庫茲涅茨假說” ［2］，該理論認為，經濟發展與環境污染的關系為一倒U型曲線，在經濟發展初期，環境污染會隨著經濟發展而加重；在經濟發展進入發達階段后，環境污染會隨著經濟的發展而減輕。但學界的實證結果同樣得出了不一致的結論，部分實證研究支持“環境庫茲涅茨假說”，而部分實證結果則不支持這一假說。為了進一步對環境污染提出較為精準的解釋， Tahvonen & Kuuluvainen ［3］，Lopez ［4］等人提出了“環境生產要素理論”。該理論認為：環境實際上是一種生產要素，環境污染是由于環境這種生產要素被過度使用造成的；因此，必須建立完善的產權保護機制、市場交易機制和嚴厲的環境標準，才能阻止環境的不斷惡化，維持最優的環境質量水平。然而，“環境生產要素理論”對于污染紅利(環境生產要素比較優勢)導致污染集聚的內在機理研究得還不夠，相應的理論框架與實證分析都有待進一步完善。有鑒于此，本文作者構建了一個描述污染紅利與污染集聚關系的分析框架，認為在一個污染要素低廉的國家，污染紅利會造成污染的集聚。利用內蒙古1988-2007年的數據對這一理論進行了初步驗證，結果支持了該理論的正確性。

1 污染紅利導致污染集聚的機理分析

1.1 污染要素的成本效應與替代效應

污染作為企業的一種生產要素，它具備了和勞動力、資本等其它生產要素一樣的經濟屬性，成本效應與替代效應就是其基本經濟屬性之一。

所謂要素的替代效應是指在保持要素總數量不變的條件下與某要素價格變化相聯系的要素使用數量方面的變化。污染替代效應的主要含義是指由于污染要素價格的相對低廉，企業為了減少成本，就會盡可能地多用污染要素而少用其他價格相對昂貴的要素，這樣就造成了污染要素對其他要素的替代。替代效應記錄了污染因要素價格變化而導致的要素使用方面的變化。我們假設污染要素價格相對勞動力要素來說是低廉的，污染要素和勞動力要素就存在一種替代關系，當污染要素價格低廉時，企業就會多用污染要素而少用勞動力要素，反之則反是。污染和勞動力的替代可以通過一條條無差異曲線反映出來，而無差異曲線的一次次移動就反映了一種要素價格變化而使該要素使用發生變化的情況。在下面的圖中，通過畫一條平行于預算線RT（表明污染更低的相對價格）的新預算線就可以得到替代效應，這條新預算線恰好與原先的無差異曲線U1相切，替代效應為圖中的線段EF1。

圖1 污染要素的替代效應和成本效應

Fig.1 The alternative effectiveness and cost

effectiveness of pollution element

所謂成本效應是在要素價格保持不變的條件下企業資金勢力增強所造成的要素購買數量的變化。由于污染紅利，企業得到了總成本相對低廉的實惠，他們能夠以較少的成本購買相同甚至更多數量的生產要素。在圖中，當企業的名義資金實力恢復時，成本效應便出現了。企業沒有選擇在D點購買所需要的污染要素和勞動力，而是選擇了無差異曲線U2上的B點，從OE到OF2的增量就是污染要素成本效應的大小。

張樂才：污染紅利與污染集聚的機理與實證中國人口•資源與環境 2011年 第2期從上述分析可知，污染替代效應是指在總成本不變的條件下，用污染要素來替代其他生產要素，而污染成本效應是在污染和其他要素的比例不變的條件下，增加對污染要素的使用，不言而喻，其他要素的使用也增加了，而前者卻表明，其他要素的使用減少了。因此，污染替代效應和污染成本效應的區別主要體現在三個方面。第一，條件不同，替代效應的條件是假定污染的總成本不變，而成本效應的條件是假定污染要素與其他要素的比例不變；第二，運行機制不同，污染的替代效應是企業在總成本不變的條件下，增加污染要素的使用，而成本效應是企業在污染要素與其他要素比例不變的條件下增加污染要素與其他要素的使用；第三，對污染以外的其他生產要素的影響不同，當污染價格相對低廉時，污染的替代效應會使企業對其他生產要素的使用減少，而污染的成本效應會使企業對其他要素的使用增加。

1.2 污染紅利會導致污染集聚

首先，替代效應會導致污染密集型產業成為主導產業。污染要素價格越低廉，則污染要素對其他生產要素的替代就越強，企業不愿花成本去購買勞動、資本、技術等其他生產要素，使污染密集型產業成為主導產業，污染密集型產業一旦成為主導產業，其反過來又會強化對污染要素的使用，因而形成了一種循環累積因果效應，使污染要素被過度使用。在發展中國家，由于低水平的勞動力資源比較豐富，污染要素的替代顯然主要是對資本、技術、信息、管理、高水平勞動力等生產要素進行替代，而資本、技術、信息、管理、高水平勞動力等要素的增強是污染密集型產業得以實現轉型升級的重要工具與載體，這些要素如被替代將導致污染密集型產業轉型升級的阻力加大，進一步固化了污染要素使用的強度，使污染問題變得日益嚴重。

其次，污染要素的成本效應會導致污染集聚。在一個污染要素低廉的國家，企業的資金實力會增強，因而會擴大生產，這會帶來兩種形式的污染集聚。對單個污染企業而言，如果污染價格低廉，則企業會擴大生產，這種因單個企業擴大生產所帶來的污染我們稱之為污染的企業集聚；另一方面，由于污染要素低廉而導致污染密集型產業利潤豐厚，會吸引大量潛在企業進入污染密集型產業，從而使大量污染密集型企業集聚到某個地區，使該地區的污染十分嚴重，形成污染的地區集聚。在部分發展中國家，由于經濟欠發達，勞動力崗位供需嚴重失衡、居民生活水平低，這時政府會盡力擴大對企業的招商引資力度。由于發展中國家污染要素相對低廉，污染密集型產業利潤豐厚，于是大量污染密集型企業就招進來了，而部分企業也會從原來的非污染密集型產業進入到污染密集型產業從事生產，從而帶來了污染的地區集聚。事實表明，污染的地區集聚比污染的企業積聚帶來的破壞力要大得多，并且能使環境破壞在短時間內迅速爆發，我國在改革開放的短短三十年對環境的破壞就達到了發達國家幾百年才達到的程度就在于此。

再次，污染的替代效應和成本效應作為污染總效應的分支，兩者的效應力矩為同一個方向，他們的作用是累加的，不會互相抵消。就污染的替代效應視角進行分析，當污染要素價格低廉時，企業傾向于用污染要素替代其他要素，使得污染要素的使用大量增加，環境破壞日益嚴重。就污染的成本效應視角進行觀察，當污染要素的價格較低時，企業資金實力增強，企業就會擴大污染密集產品的生產，也會增加對污染要素的使用，使得環境的破壞加劇。由此可以看出，低廉的污染要素對污染集聚具有累加作用，一方面，污染的替代效應使企業更多使用污染要素而少使用其他要素，另一方面，污染的成本效應使企業由于資金實力增強而擴大生產，從另一個方面使污染要素的使用增加。

2 基于內蒙古的實證研究

2.1 變量選取與回歸模型設定

2.1.1 變量選取

本文選擇以內蒙古為樣本對前面的分析進行實證檢驗隨著改革開放的不斷深入，內蒙古經濟得到了前所未有的快速發展。2008年，全區生產總值7761.8億元，按可比價格計算，比2007年增長17.2%，是2000年的5.54倍。然而，在經濟取得巨大成績的同時，內蒙古的廢氣排放也大幅上升。2000年全區SO2排放量與工業煙塵的排放量分別為50.63萬t、30.33萬t，到2007年，全區SO2排放量與工業煙塵排放量則達到了145.58萬t、66.41萬t，分別增長了2.89倍、2.19倍。，用內蒙古廢氣排放總量表征污染集聚程度，在計量過程中將它作為被解釋變量。關于污染紅利指標的選取，本文用內蒙古工業經濟指標進行替代，這是基于內蒙古工業產業主要為污染密集型產業的緣故，而污染密集型產業的形成則在于利用了污染紅利的結果。之所以認為內蒙古工業產業主要是污染密集型產業，緣于下述分析結論。首先，根據污染密集型產業劃分標準，污染密集型產業可分為重污染密集產業、中度污染密集產業和輕污染密集產業。重污染密集產業包括：電力、煤氣及水的生產供應業、采掘業、造紙及紙品業、水泥制造業、非金屬礦物制造業、黑金屬冶煉及壓延工業、化工原料及化學品制造業。中度污染密集產業包括：有色金屬冶煉及壓延工業、化學纖維制造業。輕污染密集產業包括：食品、煙草及飲料制造業、醫藥制造業、石油加工及煉焦業、紡織業、皮革、毛皮、羽絨及制品業、橡膠制品業、金屬制品業、印刷業記錄媒介的復制、機械、電器、電子設備制造業、塑料制品業等 ［5］。其次，《2008年內蒙古經濟和社會發展統計公報》表明，目前內蒙古的主導產業為能源、冶金、化工、裝備制造、農畜產品加工業和高新技術等六大優勢特色產業，根據上述污染密集型產業劃分標準分析，可以發現內蒙古主導產業主要是污染密集型產業；與此同時，根據薛卉、郝曉燕［6］的研究也說明，內蒙絕大多數優勢產業為污染密集型產業。為了使污染紅利的表征更加全面，本文采用內蒙古工業規模效應、工業科技效應、工業結構效應與工業勞動力效應對之進行替代。文章數據由《內蒙古統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國工業經濟統計年鑒》及內蒙古發改委、統計廳、科技廳、環保廳等相關部門的資料整理并計算而得。

表1 各計量指標名稱、單位及表示符號

Tab.1 The name,units and symbols of all

measurement indicators

計量指標

Measurement indicators單位

Units本文采用記號

Marks in article廢氣排放總量萬tGAS工業規模效應萬元INGDP工業結構效應萬元/人str工業科技效應萬元tech工業勞動力效應萬人popu2.1.2 回歸模型設定

為了分別衡量工業生產總值、工業科技投入、工業結構變化與工業勞動力投入對內蒙古廢氣污染的不同影響，我們采用分步引入變量的方法進行分析，實際計量模型為：

lnGAS=C+α1lnINGDP+α2lnSTR+α3lnTECH+α4lnPOPU+ε

2.2 模型的總體估計結果

從總體分析，各方程回歸結果良好，符合我們的理論預期。方程（1）首先用代表規模效應的解釋變量工業生產總值(lnINGDP)進行回歸分析，回歸系數為正，T統計量和P值均顯示出回歸結果顯著。方程（1）表明，內蒙古工業經濟規模每擴大1%，廢氣污染增加0.44%。方程（2）在lnINGDP的基礎上加入lnpopu變量進行回歸分析，此時lnINGDP和lnpopu的T統計量均不顯著，其P值分別為0.011 8和0.457 7，于是剔除lnpopu后加入其它變量繼續進行回歸檢驗。方程（3）在lnINGDP基礎上加入lnstr進行回歸分析，規模效應系數依然為正，此時，結構效應系數為負。方程（3）表明，工業資本勞動比每上升1%，廢氣污染下降1.23%。方程（4）開始引入工業科技投入指標lntech，回歸結果表明，科技投入的系數為正，P值為0.046，回歸結果比較顯著。方程（4）說明，內蒙古工業科技投入每上升一個單位，廢氣污染水平上升0.35%；規模每增加1%，廢氣污染增加2.42%；資本勞動比(即結構變化)每增加1%，廢氣污染下降2.70%。由于方程（4）的各回歸系數均顯著，故我們以該方程作為本文的最終回歸結果(見表2)。

2.3 回歸結果分析

從表2可以看出，表征內蒙古污染紅利生產方式的工業規模效應、工業結構效應、工業科技效應對廢氣污染集聚有較大的影響。

lnINGDP對廢氣污染的影響為正，表示工業規模效應促進了廢氣排放的增加。方程（4）表明，工業總產值每提高1%，廢氣排放就增加3.42%。在污染系數和產品組成不變的情況下，擴張經濟活動會導致廢氣污染的增加，這時的經濟增長是不利于內蒙古環境保護的。原因就在于這時的內蒙古工業經濟規模快速擴張的基礎在于利用了污染紅利，政府相應的廢氣管制和政策執行能力還落后于經濟的發展。當然，隨著經濟的進一步增長，居民對環境質量的要求也隨之提高，他們有較高的意愿購買嚴格環境標準下生產的產品，這就會刺激廠商降低單位產出的污染密度，同時政府也會制定較嚴厲的環境標準和稅收標準來滿足消費需求。因此，從2007年開始，內蒙古的廢氣排放總量在逐步下降。故從長遠角度分析，工業經濟發展規模擴大對環境保護是有利的。從內蒙古工業經濟規模與廢氣污染的回歸關系可以看出，內蒙古在1988年至2007年的發展時期仍然處于較低的收入水平階段，如果用污染庫茲涅茨曲線來分析，就是工業經濟發展水平在庫茲涅茨曲線的左側，還沒有越過曲線的轉折點，這意味著內蒙古在該階段廢氣污染程度將會隨著經濟發展水平的提高而加劇；當工業經濟發展水平越過了污染庫茲涅茨曲線的轉折點到了該曲線的右側時，隨著工業經濟的繼續發展，污染排放會隨之降低。

lnstr對lngas的回歸符號為負，表示工業結構效應有利于減少廢氣排放，說明工業結構調整有利于抑制把污染

表2 以廢氣總量為被解釋變量的OLS回歸

Tab.2 The OLS regression of total emissions as

explanatory variables

變量

Variable方程（1）

Equations(1)方程（2）

Equations(2)方程（3）

Equations(3)方程（4）

Equations(4)C2.985 470-14.993 89-8.598 307-18.440 19(T統計量)2.979 733-0.634 685-1.773 248-2.660 781(P值)0.008 80.535 20.096 50.018 6lnINGDP0.442 1030.358 0922.009 0683.417 738(T統計量)6.867 7892.863 5183.094 0873.567 631(P值)0.000 00.011 80.007 40.003 1lnpopu3.179 215(T統計量)0.762 359(P值)0.457 7lnstr-1.234 856-2.697 475(T統計量)-2.417 926-3.005 493(P值)0.028 80.009 4lntech0.347 240(T統計量)1.993 817(P值)0.046 0AR(1)0.411 5040.392 8860.419 6340.268 694(T統計量)1.773 0601.688 9771.742 5501.083 046（P值）0.095 30.111 90.101 90.297 1(R-squ.)0.901 0580.904 7410.928 8760.943 530(Ad.R-squ.)0.888 6910.885 6890.914 6520.927 396(F-sta.)72.855 6647.488 4265.300 0158.480 20當作紅利使用的生產方式。資本勞動比反映一國或一個地區的要素稟賦狀況，如果某一地區的資本勞動比較高，則意味著該地區是以資本密集型產業為主、產品技術含量較高；反之，如果資本勞動比較低，則意味著該地區以勞動力密集型產業為主，產品技術含量較低。結構效應表現為不同的發展階段對環境影響的方式不一樣。當勞動力與資源密集型產業占主導地位時，經濟發展對環境造成污染的主要方式是破壞自然資源；當重工業、石化工業占主導地位時，經濟發展對環境造成污染的主要方式則是廢氣、廢水、固體廢物排放的大量增加；只有當高新技術產業與服務業占主導地位時，經濟發展對環境保護才是有利的。在方程（4）的回歸結果中，工業資本勞動比與污染排放量之間成負相關，當工業資本勞動比每提高1%時，污染廢氣水平下降約2.70%，即隨著工業資本勞動比的不斷增加，污染廢氣呈現減少的趨勢，這表明內蒙古工業產業結構的提升對控制其廢氣污染水平具有積極意義。

lntech對lngas的回歸符號為正，說明內蒙古工業經濟發展所產生的科技效應強化了把污染當作紅利使用的生產方式，也就是工業科技投入的增加反而帶來了廢氣排放的增加。根據湯鑄對我國技術投入與環境污染的研究，他發現技術投入對環境污染的影響是負的，為此，湯鑄解釋的原因是：隨著貿易自由化進程加快、經濟持續發展、人均收入提高，人們有可能增加對環保技術的研發投入，購買更有利于環保的中間設備［7］。所以，他認為，代表科技效應的科研經費投入能夠改善我國的環境質量。但筆者的研究卻和湯鑄研究得出的結論是相反的，原因在于兩個方面，首先是數據選擇上的差異，湯鑄有關科技投入的數據選擇來源于我國歷年環保課題的科研經費，本文所選擇的科技投入指標是內蒙古歷年的工業科技投入；另一方面，所研究的地理范圍不同，湯鑄的研究目標地是我國整個國家，而筆者所研究的目標地是內蒙古。同時，就筆者研究的內蒙古來說，由于本文是以工業科技投入為被選變量，目的在于用該指標表征污染紅利這種生產方式。而工業科技投入究竟有多大支出是為環境保護與環境治理而支出的還不得而知，由于內蒙古的工業產業主要是污染密集型產業，內蒙古的科技投入有很大一部分用在污染密集型產業上，增強了這些污染密集型產業的競爭力，強化了把污染當作紅利的生產方式。于是，隨著科技投入的增加，內蒙古的廢氣污染反而加重了，從而證明了污染紅利導致污染集聚的內在機制是存在的。

3 結 論

本文從污染要素的成本效應與替代效應入手，對污染紅利導致污染集聚的機理進行了分析。研究表明：①污染替代效應會導致污染要素被過度使用，使污染密集型產業成為主導產業；②污染成本效應一方面會使單個企業的排污加大，另一方面會增加污染密集型企業的數量；③污染的替代效應和成本效應作為污染總效應的分支，兩者的效應力矩為同一個方向，他們的作用是累加的，不會互相抵消。利用內蒙古1988年至2007年數據對這一機理進行了初步驗證，結果支持了前述理論。①工業規模效應說明污染紅利帶來了污染集聚；②工業結構效應說明工業結構調整有利于抑制把污染當作紅利使用的生產方式；③工業科技效應說明對污染密集型產業進行科技投入會強化把污染當作紅利使用的生產方式。

污染紅利作為我國經濟發展初期的一種比較優勢，具有歷史性。目前，我國政府已開始采取各種措施加強對環境污染的規制，污染作為一種紅利已不復存在。然而，污染紅利的影響還會在相當長的時間內對我國環境產生負面影響，這可以從內蒙古的實證結果得以證實。因此，我國徹底治理環境污染是一項長期的任務，我們在加大產業結構調整的過程中，尤應加大對污染密集型產業的抑制。

參考文獻（References）

［1］Walter I, Ugelow J. Environmental Policies in Developing Countries［J］. Ambio, 1979,(8):102-109.

［2］Grossman G M, Krueger A B. Environmental Impact of a North American Free Trade Agreement. National Bureau of Economic Research［R］. Working Paper，1991，3914.

［3］Tahvonen O, Kuuluvainen J. Economic Growth, Pollution and Renewable Resources［J］. Journal of Environmental Economics and Management,1993,(24):101-118.

［4］López R.The Environment as a Factor of Production: The Effects of Economic Growth and Trade Liberalization［J］. Journal of Environmental Economics and Management, 1994, (27): 84-163.

［5］蔡，王德文.中國經濟增長可持續性與勞動貢獻［J］.經濟研究，1999,(10):62-68.［Cai Fang,Wang Dewen. The Sustainable Economic Growth and the Contribution of Labors in China［J］.Economic Research Journal, 1999,(10):62-68.］

［6］趙細康. 環境保護與產業國際競爭力［M］.北京:中國社會科學出版社,2003. ［Zhao Xikang. Environmental Protection and International Competitiveness of Industry ［M］.Beijing: China Social Science Press, 2003.］

［7］薛卉,郝曉燕.內蒙古工業主導產業的選擇及評價研究［J］. 內蒙古科技與經濟, 2008, (15):11-13.［Xue Hui, Hao Xiaoyan. The Choice and the Evaluation Study on Leading Industry in Inner Mongolia［J］. Inner Mogolia Science Technology and Economy, 2008, (15):11-13.］

［8］湯鑄. 貿易自由化對我國環境污染影響的實證分析［D］.長沙:湖南大學，2005 .［Tang Zhu. Empirical Analysis on Influence to Environment Deterioration by Trading Liberalization in China［D］.Changsha: Hunan University,2005.］

Mechanisms and Empirical Study of Pollution Dividend and Pollution Agglomeration

ZHANG Lecai

(Research Institute for Fiscal Science, Ministry of Finance, Beijing 100142,China)

Abstract This article analyzes the mechanism of how pollution dividend makes pollution agglomeration by applying the method of using alternative effectiveness and cost effectiveness included in pollution elements, the research shows that the pollution dividend brings about the pollution agglomeration. Firstly, the alternative effectiveness of pollution makes the pollution intensive industry as the leading industry; Secondly, the cost effectiveness of pollution makes the firm increasing sewage on one hand, on other hand ,because of the role of cost effectiveness of pollution , the number of pollution intensive industry firms are increased; Thirdly, both as the branch of pollution elements, the utilities of cost effectiveness and alternative effectiveness dont balance out but accumulate for each other. In order to test the correctness of this conclusion, the article makes a regression analysis by using the effects of industrial scale, industrial structure, industrial technology with the waste exhaust emissions data in Inner Mongolia, the result supports the conclusion above. Firstly, the effects of industrial scale and industrial technology in favor of making the pollution element as dividend contributes to increase the waste exhaust emissions; Secondly, the effect of industrial structure inhibiting the pollution element as dividend is conductive to reduce the waste exhaust emissions. Therefore, bettering environment in China is a longterm task. When we improve the industrial restructuring, we must take the step to curb the pollutionintensive industries.

Key words Pollution Dividend; Pollution Agglomeration; Cost Effectiveness;Alternative Effectiveness中國人口•資源與環境2011年第21卷第2期CHINA POPULATION， RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol.21No.22011

收稿日期：2010-07-14

與世無爭的詩句范文第2篇

從徐州的情況看。目前暴露出來的問題及解決思路，可以歸納為以下五個方面――

[編者按]在全國數字電視整體轉換工作已進中盤的情況下，還來討論“如何進行整體轉換”，似乎有點不合時宜。但對于有線來說，從最初單純的模擬轉數字，到現在從模擬直接進入數字雙向和多業務時代，其規則與推進方式似乎也應該與時俱進地發生點變化。整轉如何與雙向齊飛、廣播如何與互動一色?希望來自徐州的實踐及觀點能引發業內新的思考。歡迎大家就此話題展開討論，來稿

請發：.cn。

從速度到質量：整轉目標的重新界定

從2003年全國整轉試點開始，各地追求的目標大多是整轉率及整轉速度，如南京就曾創造了4個多月完成近80萬用戶的“南京速度”。這種價值取向，在從模擬向數字的過渡初期是無可厚非的，亦取得了明顯成效。但當有線數字電視朝著高清、互動方向大步前進時，尤其國家廣電總局已明確政策文件(《關于加快廣播電視有線網絡發展的若干意見》、《廣電總局關于促進高清電視發展的通知》――編者注)，要求將數字化與雙向化、互動化和高清化有機結合時，整體轉換工作的目標也應隨之發生改變!

筆者認為，整轉目標應該是一項綜合指標，即包含整轉率、轉換時間，更應通過互動率、業務普及率、現場現金收入等指標體現出運營商向全業務轉型的新特色。

互動率，即選擇互動型機頂盒的用戶與已實現整轉總用戶的比率。互動電視作為有線全新的增值業務，高互動率的實現將可為運營商帶來更多的利潤。截至2009年6月，江蘇省數字電視用戶已達503.12萬，而互動電視用戶僅為30.23萬，這種狀況使江蘇省網的收入大打折扣，而整體轉換現場則是提高互動率的最佳時機。

業務普及率，即各項新業務如付費電視優惠套餐、互聯網接入等訂購用戶與已整轉總用戶的比率。現場現金收入則是一個對上述業務進行綜合考量的指標，其涵蓋了互動業務點播費、基本收視維護費、機頂盒銷售以及付費電視定制費等眾多環節，可最大程度地體現出整體轉換工作的績效。

實踐證明，用綜合指標衡量整體轉換，將為運營商整轉工作的思路和方式提供新的方向。

從坐商到行商：酒好也要勤吆喝

徐州市區的有線整轉起步較晚，且前期沒有進行大規模宣傳。在整轉過程中，也僅在電視上通過字幕廣告及在小區張貼公告的方式進行了告知，業務推廣則完全依靠現場人員的推介及宣傳單頁。

從實際效果看，這種整轉模式的效果非常不理想。首先，不進行深入有效的宣傳，就難以將國家推進有線電視數字化的方針政策傳達到相關職能部門，而缺乏政府各級部門的支持與協助，則難以使廣大市民了解整轉工作的必要性及緊迫性，更難得到他們的理解與配合，極大地增加了整轉工作的難度；其次，對于廣大市民來說，數字電視的眾多業務都是非常陌生的新業務，如付費電視、互動電視、寬帶上網、電視銀行等，不進行前期的宣傳引導，僅憑現場的勸說和推薦，很難激發老百姓的消費欲望，推廣效果自然不樂觀。

從公共關系學的角度，對于自己要購買的產品及服務，公眾有知情權，更何況運營商還要通過用戶消費獲益。因此，在全新的市場環境下，有線應徹底摒棄傳統的“好酒不怕巷子深”的觀念，樹立“酒好也應勤吆喝”的信息化時代新理念。

在徐州4個月現場整轉的過程中，我們發現，一些問題雖然只是細節問題，但對整轉工作影響很大，必須應加以改進和完善。

首先是業務受理環節。在徐州，機頂盒的現場發放工作基本由相關廠家負責，發放人員為臨時招聘。由于接受正規培訓的時間短，因此不但人員之間業務辦理能力的差別較大，而且辦理速度也難以適應現場的要求，特別是在用戶規模較大的小區，這種矛盾尤為突出，非常容易引發用戶不滿。

其次，在機頂盒安裝調試過程中，臨時招聘的安裝人員不但技術水平參差不齊，而目少數人員態度消極、敷衍了事，不能耐心為客戶服務的現象比較突出，嚴重影響了廣電企業的形象。

另外，隨著整轉用戶的不斷增加，安裝調試人員難以滿足現場和售后服務的需求，引發用戶投訴不斷，成為影響整體轉換的短板。同時，由于事先通知事項的不完善，用戶反復往返現場的現象時有發生，也容易引發用戶不滿。

綜合而論，上述種種其實折射出心態和觀念的問題，即有線運營商是不是真的具備“乙方心態”，是不是真的從行動上體現出對甲方(用戶)的客戶關懷。

從廣電到三網融合：業務推廣訴前瞻性

2009年7月14日，江蘇省通信管理局向江蘇省廣電網絡公司頒發了互聯網信息服務業務(ICP)和接人服務業務(ISP)經營許可證，這標志著“三網融合”在江蘇邁出了實質性步伐，即江蘇省網平臺已經可以提供語音、數據、圖像為內容的多媒體綜合信息服務。

作為普及率最高的信息接收終端，電視的地位顯然難以替代。隨著有線電視網絡公司成為全業務提供商，電視作為家庭多媒體信息終端的優勢也開始逐步顯現，而下一代廣播網(NGB)的推出及發展，將會極大地提高有線電視網絡運營商的競爭力，從而在三網融合時代占有一席之地。鑒于這一原因，現階段的整體轉換工作就應在此背景下重點向用戶推薦寬帶上網及互動電視業務，積極介紹有線業務的發展前景，使數字電視用戶能從長遠角度選擇適合自己的業務。

有線電視數字平臺的搭建，是有線網絡運營商開展多種業務的前提和基礎。由于各項業務相對獨立，造成系統的計費系統異常復雜，再加上各項優惠政策，使得用戶很難在短時間了解及接受各種業務及服務。導致業務推廣難度加大。

與世無爭的詩句范文第3篇

關鍵詞 重慶；中等職業教育；高等職業教育；差距；主成分分析；中高職銜接

中圖分類號 G719.21 文獻標識碼 A 文章編號 1008—3219（2012）22—0054—04

根據《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010—2020年）》的要求，應“統籌中等職業教育與高等職業教育發展”，構建體現“中等和高等職業教育協調發展”的現代職業教育體系。《教育部關于推進高等職業教育改革創新引領職業教育科學發展的若干意見》（教職成[2011]12號）也進一步指出，高職教育應發揮引領作用，全面推進中高職銜接貫通、協調發展。

然而，人們在極力關注中高職銜接問題時，對中高職教育間現存的差距并沒有足夠重視。本文以重慶市為例，以統計分析為依據，旨在說明重慶“十一五”期間中高職教育發展的動態差距，并提出相應對策。

一、重慶中高職教育差距的統計分析

“十一五”期間，重慶中高職教育持續發展，取得顯著成績，具體表現在辦學規模逐年擴大、職教體系日臻完善、基礎能力顯著增強、經費投入大幅增加、學生資助全國率先、改革創新成果豐碩、服務能力明顯提高等九個方面[1]。但從中高職動態數據的比較來看，兩者仍存在明顯差距。

首先，就辦學規模而言，如表1所示，通過計算高職和中職“校均招生數之差”、“校均在校生數之差”以及“校均畢業生數之差”，在“進口”、“存量”以及“出口”方面，高職顯著優于中職。特別是2007年，各指標均達到峰值，分別為2017人、5161人和1456人，這一局面2008年之后才有所改觀。然而，從指標的環比下降比例來看，除2007年，“校均招生數之差”、“校均在校生數之差”和“校均畢業生數之差”均有明顯下降趨勢，其中前兩個指標在2009年幅度達到最大，為14.72%和14.53%，第三個指標在2008年達到最大，為9.44%。中高職辦學規模存在較大的絕對差距，但相對差距卻是逐漸縮小的，并伴隨一定的收斂態勢。

數據來源：根據《2012年重慶市教育事業統計分析資料》整理得出，差值計算方法為“高職數—中職數”，環比計算方法為“當年指標/上年指標—1”。

數據來源：根據《2012年重慶市教育事業統計分析資料》整理得出，差值計算方法為“高職數—中職數”，環比計算方法為“當年指標/上年指標—1”。

其次，從硬件建設來看，如表2所示，中高職學校在“生均占地面積”、“生均校舍面積”和“生均教學儀器值”三個指標上的差距也較為明顯，且呈逐年加大趨勢。其中，“生均占地面積”之差2009年達到最大，為53.60平方米；而“生均校舍面積”和“生均教學儀器值”的差距在2010年達到最大，分別為19.05平方米和3145.84元。從環比下降幅度來看，2007～2010年的4年中，上述三個指標12個數據僅有2個為正，即差距減少，其他均為負，即差距增大。特別是“生均校舍面積”的絕對差距大幅增加，相對差距亦是有升無降（除2010年）。可見，中高職學校在硬件條件建設方面，盡管自身有很大改善，但兩者間的差距卻在逐步拉開，這對于中高職銜接發展、貫通培養勢必形成阻力。

最后，在軟件建設方面，如表3所示，以反映師資規模和質量的“教師負擔學生數”和“‘雙師型’教師負擔學生數”作為衡量指標，進行中高職差距比較。從表3中可以看出，“教師負擔學生數”高職比中職要少，且這種趨勢在逐年加強；到2010年，每個中職教師負擔學生數比高職教師要多7.42個，是2006年的2.6倍，但環比下降比例卻有較大改善，2010年已扭負為正，說明中職學校正在不斷努力縮小差距。與此同時，“‘雙師型’教師負擔學生數之差”呈逐年減小趨勢，環比下降比例也在不斷向好，表明在“雙師型”教師隊伍建設方面，中高職間的差距有了明顯緩解，軟條件不斷優化。

二、重慶中高職教育差距的主成分分析

由上述統計分析可知，重慶市中高職教育存在較大的絕對差距，但在辦學規模、軟件建設方面的相對差距卻有一定的收斂態勢。為了更好地反映“十一五”期間各年的差距變化，采用主成分分析法進行績效打分，進而縱向比較。主成分分析是一種利用降維的思想，在損失很少信息的前提下把多個指標轉化為幾個綜合指標的多元統計方法，它可以對多個指標和變量進行分析，且能克服不同量綱數據帶來的影響[2]。

（一）標準化處理和相關系數矩陣計算

首先用SPSS19.0對原始數據進行標準化處理，然后計算相關系數矩陣，見表4。除X3（校均畢業生數之差）與X4、X6、X7之間相關系數① 偏低外，其他變量間相關關系均較高，這主要與職業教育畢業生需要頂崗實習有關。反映中高職辦學規模差距的指標X1、X2、X3與硬件建設差距X4、X5、X6，以及軟件建設差距X8之間存在反向的相關關系，即辦學規模差距越大，硬件建設、軟件建設差距越小，說明高職院校在“求大”的同時，并沒有照顧到“求強”，而中職學校卻能在規模小的情況下“做精”。值得注意的是，反映軟件建設差距的指標X7（教師負擔學生數之差）、X8（“雙師型”教師負擔學生數之差），與其他變量的相關關系很強，但變動方向卻不一致。具體來看，X7與中高職辦學規模差距為正相關，與硬件建設差距是負相關；X8則相反。說明“雙師型”教師的重要性，它的改善可以有效縮小中高職教育間的差距。

與世無爭的詩句范文第4篇

關鍵詞：無效；版權標識；公開時間；專利

中圖分類號： D923.42 文獻標識碼： A 文章編號： 1673-1069（2017）05-105-2

0 引言

在無效宣告請求程序中，最重要的是作為現有技術引入的證據。通常無效請求人都優先在各國專利數據庫中進行檢索，試圖找到能夠否定作為無效對象的專利的新穎性或創造性的專利文獻。這是因為各國的專利文獻作為證據，其真實性、合法性通常不會受到質疑，其公開時間也能夠直接明了地確定，能夠簡化無效宣告請求程序。

但是，在某些情況下，與無效對象的技術方案對比，最佳的證據是某個展銷會的宣傳資料或產品目錄、隨產品一起交付給購買者的使用說明書，或者從產品網站上下載的數據手冊（data sheet）等。在這種情況下，如何證明這些證據的公開時間成為一個難題。

筆者對多份宣傳資料、產品目錄、使用說明書及數據手冊等進行研究后發現，為了主張自己的著作權，在這些資料上記載有版權標識“[C] ”，在該版權標識之后記載有例如“2007”這樣的年份。

《世界版權公約》第3條第1款規定“只要經作者或版權所有者授權出版的作品的所有名冊，自首次出版之日起，標有？的符號，并注明版權所有者之姓名、首次出版年份等，其標注的方式和位置應使人注意到版權的要求”；第6條規定“本公約所用“出版”一詞，系指以有形形式復制，并向公眾發行的能夠閱讀或可看到的作品復制品”。那么，是不是可以根據《世界版權公約》的上述規定，直接將版權標識[C] 之后記載的年份認定為具有版權標識的無效證據的公開時間呢？

1 案例分析

案例1：

在ZL201010526581.4相關的第24795號無效審查決定中，無效請求人提交了C據12-1，其為國家圖書館科技查新中心復制的IEEE科技文獻，具有版權標識“[C] 1997”，據此無效請求人主張該證據的公開日期為1997年最后一日。專利權人在無效過程中對于證據12-1的真實性及公開日期都沒有質疑。復審委員會認定證據12-1是專利法意義上的公開出版物，根據《世界版權公約》的規定推定其公開日期為1997年12月31日。

案例2：

在ZL200510117472.6相關的無效宣告請求中，無效請求人提交了附件1：標注有2004 ARMORTEC 版權所有的、ARMORTEC 混凝土制品（林肯）1980有限公司的ARMORFLEX產品宣傳冊打印件及中文譯文。口頭審理當庭，無效請求人演示了從公眾網站上成功下載此附件1。另外，無效請求人提交了附件2：《環境景觀與水土保持工程手冊》，附件2中記載有附件1所公開的型號的產品。專利權人在口頭審理過程中表示認可該網站。另一方面，專利權人主張附件1屬于域外證據，應經過公證認證，否則不能確認其真實性；并且附件1是從網頁上下載的，不清楚網頁的公開時間，雖然附件1上有2004年版權標識，但也無法確定其在2004年必然處于公開狀態。

在20461號無效審查決定中，復審委員會認定：口頭審理當庭無效請求人從網站下載到附件1，可見附件1是可以通過國內網絡下載獲得的，因而不屬于需要公證認證的域外證據。其次，附件1具有“[C] 2004 ARMORTEC ALL Rights Reserved”字樣的版權標識，且附件1所屬國家為《世界版權公約》的成員國，因此附件1是面向公眾以供閱讀和觀賞的，屬于我國專利法意義上的公開出版物，雖然其獲得的途徑是由網絡下載的，但并不能否認其公開出版物的性質。再有，附件2公開的ARMORFLEX產品是與附件1同一商標所有人的同系列產品，而附件2已于2001年出版，也就是說，ARMORFLEX產品于2001年已處于公開推廣的狀態，這進一步佐證在“2004年之前ARMORFLEX產品已經存在”的事實。因而，在附件1和附件2能相互佐證的情況下，認可附件1的真實性、公開性。

另外，根據《世界版權公約》第3條的規定確定其公開時間為2004年，根據《審查指南》的相關規定，推定附件1的公開日期為2004年12月31日。

案例3：

在ZL98249247.2相關的無效請求中，無效請求人提交了證據10及證據12，證據10及12分別為1998年和1996年HEALTHY機械有限公司印制的產品目錄，且上述兩份證據最后一頁下方分別標注了“HEALTHY[R] [C] 1998.2.15/3000、HEALTHY[R] [C] 1996.10.15/3000”的字樣。

在3721號無效決定中，復審委員會以《世界版權公約》第3條及第6條為根據，認定中證據10、12是面向公眾以供閱讀和觀賞的，屬于專利法意義上的公開出版物，其出版時間分別是1998年2月15日、1996年10月15日。

案例4：

在ZL200620046580.9相關的無效程序中，無效請求人提交了如下證據：

附件2：Microchip PIC18F2331/2431/4331/4431 data sheet

附件3：Microchip PIC18F2331/2431/4331/4431數據手冊

附件6-10：銷售發票

附件17：附件2的數據手冊的發票的公證認證文本及譯文

附件18-19：產品PIC18F4431-I/PT的銷售發票的公證文本及譯文

請求人主張附件17的公證認證證明了附件2的真實性，附件2中記載了“2003 Microchip Technology Inc.”，因此，附件2的公開時間應為2003年最后一日。另外， 附件8-10及附件17-19的銷售發票證明了附件2隨銷售發票對應的產品的銷售而公開。

在第13845號無效決定中復審委員會認定，由于請求人提交的外文證據附件2與其相對應的中文譯文附件3的內容多處不一致，例如，附件2中的下腳標為“2003 Microchip Technology Inc.”，而附件3中的角標為“2005 Microchip Technology Inc.”，因此，請求人提交的附件2與附件3是兩份不同的文件，附件3無法證明附件2的公開時間。附件17是證人證言，該證人與該無效宣告程序存在利害關系且未出庭作證，因此附件17與附件2的關聯性無法得到證明。

對于已有版權標識的印刷品為證據的，只有確認其屬于正式公布的公開出版物，且其真實性可以被確定，無相反證據的前提下，才能推定其版權標識后所示的日期為公開日。對于附件2而言，首先，附件2中的版權標識是著作權的權利聲明，附件2中沒有其他內容記載有該印刷品的出版發行信息（例如ISBN、ISSN編號等相關信息），附件2本身不具有構成公開出版物的任何形式要件，無法得出附件2為正式公布的公開出版物的結論；其次，請求人提交的相互矛盾的兩個版權標識后的日期已經互為反證，因而無法得出版權標識后的日期為公開日期的結論，更無法得出附件2的公開時間。

關于使用公開，銷售發票與附件2之間的關聯性無法得到證明，因而不能形成完整的證據鏈證明銷售發票日期即為附件2的公開日期。

案例5：

在ZL200720169204.3相關的無效程序中，無效請求人提交了如下證據：

證據1：美國路特瑞公司于2003年享有版權的VSS7型舉升機的安裝說明書、美國公證認證文件及其中文譯文

證據2：美國parking today雜志網絡版刊出的路特瑞公司的VSS7型舉升機的廣告

證據3：美國rotary路特瑞公司在網絡上的對于VSS7型產品的性能說明資料

證據4：由北京市長安公證處出具的（2012）京長安內民證字第6818號公證書的復印件，該公證書包含parking today網站上刊出的雜志電子版及rotary公司W站上記載的有關宣傳材料無效請求人主張由于證據1中記載了“[C] October 2003”，證據3中記載了“[C] 2005”，因此證據1及證據3的公開日分別推定為2003年及2005年最后一日。

在20179號無效決定中，復審委員會認可證據1-3的真實性及合法性。另一方面，對于證據1及3中的版權標識，復審委員會認定作為版權標志，其僅表示該作品在何時完成、其著作權或版權歸何人所有，但在該作品完成后，其是否通過公開發表或出版使其處于公眾通過正當渠道可以了解或獲得其內容的狀態以及何時處于公開狀態則需要進一步的證據予以證明。另外，與證據1的產品安裝手冊相類似的出版物，通常并不是以單獨出版發行的方式為公眾所知，而是隨所銷售的產品一同被消費者或公眾所知曉。請求人雖然提出證據2可以作為佐證證據1屬于公開出版物的主張，但由于證據2本身的公開時間尚且不能確定，故證據2并不能證明證據1屬于公開出版物，也不能證明證據3所記載的內容在本專利申請日之前已經公開。

在（2013）一中知行初字第2702號判決書認定“？”是國際通行的版權標注方式，表明權利人擁有版權的起始時間，不能據此判斷該證據內容的公開時間。

2 結語

通過對上述案例的梳理可以看出，在選擇無效宣告程序中的證據時，不能簡單機械地將具有版權標識的證據中版權標識后記載的年份的最后一日推定為該證據的公開時間。

無效請求人在無效宣告程序中引入具有版權標識的證據的目的是將該證據中所公開的技術內容作為現有技術來否定無效對象的新穎性或創造性。

在《審查指南》中對于現有技術的公開方式規定如下：“現有技術是指申請日以前在國內外為公眾所知的技術”，“現有技術應當在申請日以前處于能夠為公眾獲得的狀態，并包含有能夠使公眾從中得知實質性技術知識的內容”。現有技術的公開方式包括出版物公開、使用公開和以其他方式公開。

關于出版物公開，《審查指南》規定“專利法意義上的出版物是指記載有技術或設計內容的獨立存在的傳播載體，并且應當表明或者有其他證據證明其公開發表或出版的時間。”“符合上述含義的出版物可以是各種印刷的、打字的紙件，例如……技術手冊、樣本、產品目錄等，……”“出版物的出版發行量多少、是否有人閱讀過、申請人是否知道是無關緊要的。”

在上述案例中，案例1中的IEEE期刊、案例2的宣傳手冊以及案例3中的產品目錄屬于《審查指南》中明確列舉了的出版物形式，因此，在無效程序中復審委員會認定其為專利法意義上的公開出版物，而將版權標識后的年份推定為公開時間。

但是，如案例4的數據手冊、案例5的安裝說明書這樣的具有版權標識的證據并不是《審查指南》中列舉的出版物形式的情況下，復審委員會傾向于認定，“對于以有版權標識的印刷品為證據的，只有確認其屬于正式公布的公開出版物，且其真實性可以被確定，無相反證據的前提下，才能推定其版權標識？后所示的日期為公開日”。

與世無爭的詩句范文第5篇

Shi Jinlong；Chen Zhiqing

（Economics & Management School of JUST，Zhenjiang 212003，China）

摘要：引起公司財務危機的因素多種多樣，目前的研究主要集中在基于財務數據的數學建模，本文希望通過運用Logistic建模，研究非財務數據與公司財務危機的關系，以從另一個角度對財務危機進行預測。

Abstract： There are various factors that cause company financial crisis, and the current study focuses on mathematical modeling based on financial data. Through using logistic modeling, the relationship of non-financial data and company financial crisis was studied so as to forecast financial crisis from another perspective.

關鍵詞：財務預警 非財務數據 Logistic分析

Key words： financial warning；non-financial data；logistic analysis

中圖分類號：F275文獻標識碼：A文章編號：1006-4311（2011）19-0137-02

1研究背景

財務危機預警是以財務會計信息為基礎，通過設置并觀察一些敏感性預警指標的變化，對企業可能或將要面臨的財務危機所實施的實時監控和預測警報。[1]可見財務危機預警研究的對象是財務危機。狹義的財務危機是指企業全部資本中由于負債比例過高，而使得企業不能按期還本付息所造成的風險，所以也稱為負債風險或破產風險。廣義的財務危機是指企業經營過程中各種不利因素所導致企業的經營失敗和財務失敗。這些不利因素既有財務因素，如利潤率，投資報酬率；又有非財務因素，如高級管理人員的組成，最終控制人的類型。基于企業財務報表數據的企業財務困境分析，通過運用各種模型對企業的潛在財務風險進行預測，取得了不錯的效果，并且準確性在不斷提高。但對非財務數據的分析則較少。本文通過運用Logistic回歸模型對企業非財務數據進行分析，以探尋非財務數據與財務危機的關系。

2文獻回顧

最早對財務危機預測研究是FitzPatrikc(1932)所做的單變量破產預測模型，他發現，出現財務困境的公司其財務比率和正常公司的財務比率相比有顯著的不同，從而認為企業的財務比率能夠反應企業財務狀況，對企業未來具有預測作用。[2]Beaver(1966)對美國1954-1964年間79家失敗企業和79家成功企業的30個財務比率進行研究的結果表明，具有良好預測性的財務比率為“現金流量/負債總額”、“資產收益率（凈收益/資產總額）和資產負債率（債務總額/資產總額）。Bevaer也因此開創了建立財務預警模型的先河。[3][4]Ohlson（1980）把企業規模考慮進來，用Logistic回歸模型對財務困境進行研究，并發現使用股價或股價變動等非會計信息會對模型的預測能力有所提升。[5]陳靜（1999）選用1998年上市公司的27家ST公司和27家非ST公司，使用1995-1997年間的財務報表數據，進行了單變量分析和多元判定分析。在單變量判定分析中，發現流動比率與負債比率的誤判率最低；在多元線性判定分析中，發現與單變量分析的結論類似，多元判定模型在宣布前一年的成功率較高，離宣布日較遠，成功率越低。[6]張永安，付麗（2006）運用非財務指標136家ST公司進行研究，認為在上市公司ST問題的研究中應考慮財務指標與非財務指標，建立一套整體的研究框架，才能提高正確率，更好的發揮綜合預警作用。[7]

3模型設計

3.1 財務危機的界定由于中國直接退市的公司較少，如果將退市的公司作為財務危機公司，可能導致樣本量過小。所以本文選擇ST公司作為財務危機公司。ST全稱special treatment，即特別處理，當上市公司出現財務狀況或其它狀況異常，導致投資者難于判斷公司前景，權益可能受到損害的，交易所將對公司股票交易實行特別處理。財務異常具體指：①近一個會計年度的審計結果顯示股東權益為負值；扣除非經常性損益后的凈利潤為負值；②近一個會計年度的審計結果顯示其股東權益低于注冊資本，即每股凈資產低于股票面值；③注冊會計師對最近一個會計年度的財務報告出具無法表示意見或否定意見的審計報告；④最近一個會計年度經審計的股東權益扣除注冊會計師、有關部門不予確認的部分，低于注冊資本；⑤最近一份經審計的財務報告對上年度利潤進行調整，導致連續一個會計年度虧損；⑥經交易所或中國證監會認定為財務狀況異常的。可見，企業被定為ST公司，說明其財務狀況，經營成果或財務報表出現異常，經營很可能難以為繼，對投資者有較大的風險，可以將其定義為財務危機公司。

3.2 非財務指標的初步選擇本文選取以下非財務指標，其定義和H0假設如表1，與公司ST概率成負相關代表X值越大，越沒有可能成為ST公司，反之，則成為ST的可能越大。

本文對非財務指標變量代碼，定義及假設如下：

審計委員會（X1）、薪酬與考核委員會（X2）、戰略委員會（X3）三項，如設立為1，未設立為0；董事、監事和高級管理人員規模（X4）代表董事、監事和高級管理人員總人數；董事會的規模（X9）代表董事總人數；獨立董事比例（X10）代表獨立董事人數/董事人數；持有本公司股份的董事總人數（X11）代表持有本公司股份的董事總人數；董事會持股比例（X12）代表董事會持有股份/總股本；高管人員持股比例（X13）代表高管人員持有股份/總股本；在上市公司實際控制人類別（X14）中，設國有控股為1，民營、外資、集體、社會團體、職工控股為2；CR_5指數（X15）代表公司前5位大股東持股比例之和；CR_10指數（X16）公司前10位大股東持股比例之和；Z指數（X17）代表公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值；Herfindahl_5指數（X18）代表公司前5位大股東持股比例的平方和；Herfindahl_10指數（X19）代表公司前10位大股東持股比例的平方和；第一大股東持股比例（X20）代表第一大股東持股比例；在第一大股東是否絕對控股（X21）中，如第一大股東持股比例大于50%為1，小于或等于50為0；前十大流通股股東持股比例（X23）代表前十大流通股股東持股比例。以上數據與公司ST概率負相關。

董事長是否變更（X5）、監事會主席是否變更（X6）、總經理是否變更（X7）三項，如變動為1，沒有變動為0；在董事長與總經理的兩職設置狀況（X8）中，設董事長、副董事長、董事兼任總經理由為1，副董事長、董事兼任總經理為2，董事與總經理完全分離為3；第一大股東是否相對控股（X22）設第一大股東持股比例高于第二大至第四大股東持股比例為1，小于或等于為0；在審計意見類型（X24）中，設無保留意見（無解釋）為1，無保留意見（有解釋）為2，保留意見為3，拒絕發表意見為4，否定意見為5。以上數據與公司ST概率正相關。

從相關假設可以看出，公司的治理結構越完善，公司被特別處理的概率越小。高級管理人員，大股東持股比例越大，由經濟人假設，他們將越努力的改善公司的業績，增加企業的價值，從而公司被特別處理的可能性越小。當公司高級管理人員變動頻繁，可能預示著企業經營失敗，被迫更換高管已扭轉頹勢。此外審計意見也披露了公司的經營狀況。本文選取數據以2010年9月28日公司當天的情況為準，從當天被定為ST的138家公司中選取100家當ST公司作為分析對象，同時隨機選取100家非ST公司作為比較對象，所選的非ST公司都為近三年內未被定為ST的公司。對總共200家公司07-09年三年數據進行分析，并運用SPSS17.0軟件分別對07年，08年，09年三年數據建立三個Logistic模型。最后選取其余38家ST公司及相應的38家非ST公司對建立模型進行檢驗。數據來源于北京大學中國經濟研究中心（ccer）07-09年一般上市公司數據庫和上市公司治理結構數據庫。

3.3 研究變量的進一步篩選第一步先確定數據樣本的正態性。運用SPSS對樣本數據進行單樣本K-S檢驗，以確定樣本數據的正態性。K-S檢驗H0假設樣本總體分布與正態分布無顯著性差異，即樣本數據符合正態分布，顯著性水平取α=0.05。如果統計量概率p值小于顯著性水平α，則應該拒絕原假設，認為樣本來自的總體與正態分布有顯著性差異，不符合正態分布。對三年公司數據的檢驗中，只有CR_5指數，CR_10指數連續三年通過了K-S檢驗，其它指標都三年中p值都小于α，即大部分指標都不符合正態分布。

第二步要確定同一指標兩組數據（即ST公司數據和非ST公司數據）總體分布分布是否存在顯著差異。如不存在顯著差異，則可以認為該數據在ST公司和非ST公司之間沒有明顯的差別，不能很好的區分兩種公司的特征，所以不將其選入Logistic建模中。當樣本數據符合正態分布，即與正態分布無顯著性差異時，將進行兩個獨立樣本的T檢驗，由第一步檢驗結果，運用SPSS軟件對CR_5指數，CR_10指數進行T檢驗，兩數據都通過了T檢驗，即在兩種類型公司間存在顯著性差異。如樣本數據不為正態分布，則不符合T檢驗的假設條件，可運用非參數的Mann-Whitney U檢驗來確定該指標ST和非ST公司是否存在顯著差異。本文運用SPSS軟件，在0.05顯著性水平下，對三年數據分別進行Mann-Whitney U檢驗。三年數據的檢驗得出的p值如下，當p

最后通過以上T檢驗和Mann-Whitney U檢驗，07年共有17個數據被選取參與Logistic建模，08年有15個數據被選取，而09年共有17個。審計委員會，戰略委員會，董事會規模，獨立董事比例，高管人員持股比例在三年中都未被選取，說明它們與公司是否被特別處理關系不明顯。

3.4 Logistic模型建立本文設ST公司為1，非ST公司為0。當被解釋變量為0-1二值變量時，無法直接采用一般的多元線性回歸模型建模，所以本文將采用Logistic回歸模型。設公司是否為ST為y，公司成為ST公司的概率為P■，則P■=α■+∑α■x■。

由于P值的取值范圍在0~1之間，而一般線性回歸模型要求被解釋變量取值于-∞~+∞之間。因此，要對P作轉換處理，令

LogitP=In（P/（1-P））

經過轉換后，LogitP的取值范圍在-∞~+∞之間，與一般線性回歸模型中對應變量的取值范圍相吻合。該過程稱為Logit變換，經過Logit變換后，就可以利用一般線性回歸模型建立被解釋變量與解釋變量之間的依存模型，即：In■=β■+∑β■x■

于是有■=expβ■+∑β■x■ P=■

以上述通過T檢驗和Mann-Whitney U檢驗的三年數據為基礎，通過SPSS軟件建立Logistic模型。模型以類別1（財務困境）作為參照，采用Forward：LR逐步篩選策略，在該策略中，變量進入方程的依據是比分檢驗統計量，剔除出方程的依據是極大似然估計原則下的似然比卡方，最終得到三個方程Pt（t=1,2,3），t代表第t年前。最后得到三年模型：

P■=■

P■=■

P■=■

在三年模型中，第一大股東持股比例，前十大流通股股東持股比例，審計意見連續三年被選入模型，說明這三個數據與公司是否被特別處理有比較密切的關系：①第一大股東持股比例系數為負，07年成為ST公司的發生比是未成為ST公司的0.001倍，08年和09年約等于0倍，說明第一大股東持股比例系數在兩種類型公司間存在顯著差異，與公司是否被ST負相關，持股比例低的公司發生財務危機的概率遠高于持股比例高的公司，這與本文原假設一致。②前十大流通股股東持股比例系數為負，07年成為ST公司的發生比是未成為ST公司的約0倍，08年為0.017倍，09年為0.094倍，說明前十大流通股股東持股比例系數在兩種類型公司間存在顯著差異，與公司是否被ST負相關，持股比例低的公司發生財務危機的概率遠高于前持股比例高的公司，與本文假設一致。③審計意見系數為正，07年成為ST公司的發生比是未成為ST公司的約2.51E+09倍，08年為16.324倍，09年為72.967倍，說明審計意見在兩種類型公司間存在顯著差異，由前假設可知審計意見賦值越大，錯報風險越大，因此該系數說明公司被ST的概率與審計意見表述的公司錯報風險成正比，錯報風險大的公司被特別處理的公司遠高于錯報風險低，出示審計意見為非保留的公司，這與原假設一致。

對于其他數據，CR_5在08,09年通過了檢驗，兩年發生比分別為101.286、1.37E+11，其與公司是否ST呈正相關，與原假設不符。可見，如果股權過度集中在少數幾個人活組織手里，可能導致多頭指揮，一些大股東為了長期經營，而一些大股東可能為了短期套利，即我們常說的游資，這將增加企業經營失敗的風險。董事、監事和高級管理人員規模07,08年通過了檢驗，且與原假設相同。此外，總經理是否變更、董事長與總經理的兩職設置狀況，在07年被選入，模型中，CR_10指數、第一大股東是否相對控股在09年被選入模型中，它們均與假設相符。其它指標薪酬與考核委員會，董事長是否變更，監事會主席是否變更，持有本公司股份的董事總人數，董事會持股比例，Z指數，Herfindahl_5指數，Herfindahl_10指數，第一大股東是否絕對控股，最終控制人類型則與公司是否被特殊處理無明顯關系。

4模型檢驗

最后得出07-09年各Logistic模型的錯判矩陣，三年模型總體正確率都在80%左右，說明模型預測準確率較高。將選取的38家ST公司和38家非ST公司數據代入上步建立的3個Logistic模型方程中，07年正確率為72.4%，08年正確率為71.1%，09年正確率為73.7%，三年正確率沒有明顯的波動，正確率雖然沒有基于財務數據建立的模型高，但作為財務數據的補充，依然有其積極的作用。

5主要結論

本文通過運用Logistic模型，以2010年為基點，對所挑選的100家ST公司及100家非ST公司1-3年前的數據進行建模與分析，并分別用38家ST與非ST公司進行檢驗。研究發現，運用非財務數據進行的Logistic建模正確率達到70%以上，可以作為基于財務數據的財務危機預警分析的適當補充。同時，在非財務數據中，第一大股東持股比例、前十大流通股股東持股比例、審計意見與模型有較大相關性，其中第一大股東持股比例、前十大流通股股東持股比例、審計意見所反應的錯報風險大小與被特別處理呈正相關。說明在中國，股權集中帶來的激勵性大于由于對缺乏約束而給公司帶來的損害；機構對公司的投資可較好的反應公司的經營狀況；雖然一些事務所的獨立性受到不少詬病，但審計意見依然能較好的反應公司的實際情況。

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