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與世無爭的詩句范文第1篇

關(guān)鍵詞污染紅利；污染集聚；成本效應(yīng)；替代效應(yīng)

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

面對環(huán)境污染的日益嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)學(xué)界試圖從各個不同的角度對之進(jìn)行解釋。一是“污染天堂假說” ［1］,該理論認(rèn)為，在自由貿(mào)易的條件下，發(fā)達(dá)國家將污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移到了發(fā)展中國家，而自己則從發(fā)展中國家進(jìn)口污染密集型產(chǎn)品。但實(shí)證研究得出的結(jié)論卻不一致,部分實(shí)證成果支持“污染天堂假說”，部分實(shí)證成果則不支持該假說。二是“環(huán)境庫茲涅茨假說” ［2］，該理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系為一倒U型曲線，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，環(huán)境污染會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展而加重；在經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入發(fā)達(dá)階段后，環(huán)境污染會隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而減輕。但學(xué)界的實(shí)證結(jié)果同樣得出了不一致的結(jié)論，部分實(shí)證研究支持“環(huán)境庫茲涅茨假說”，而部分實(shí)證結(jié)果則不支持這一假說。為了進(jìn)一步對環(huán)境污染提出較為精準(zhǔn)的解釋， Tahvonen & Kuuluvainen ［3］，Lopez ［4］等人提出了“環(huán)境生產(chǎn)要素理論”。該理論認(rèn)為：環(huán)境實(shí)際上是一種生產(chǎn)要素，環(huán)境污染是由于環(huán)境這種生產(chǎn)要素被過度使用造成的；因此，必須建立完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)機(jī)制、市場交易機(jī)制和嚴(yán)厲的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，才能阻止環(huán)境的不斷惡化，維持最優(yōu)的環(huán)境質(zhì)量水平。然而，“環(huán)境生產(chǎn)要素理論”對于污染紅利(環(huán)境生產(chǎn)要素比較優(yōu)勢)導(dǎo)致污染集聚的內(nèi)在機(jī)理研究得還不夠，相應(yīng)的理論框架與實(shí)證分析都有待進(jìn)一步完善。有鑒于此，本文作者構(gòu)建了一個描述污染紅利與污染集聚關(guān)系的分析框架，認(rèn)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(nèi)蒙古1988-2007年的數(shù)據(jù)對這一理論進(jìn)行了初步驗(yàn)證，結(jié)果支持了該理論的正確性。

1 污染紅利導(dǎo)致污染集聚的機(jī)理分析

1.1 污染要素的成本效應(yīng)與替代效應(yīng)

污染作為企業(yè)的一種生產(chǎn)要素，它具備了和勞動力、資本等其它生產(chǎn)要素一樣的經(jīng)濟(jì)屬性，成本效應(yīng)與替代效應(yīng)就是其基本經(jīng)濟(jì)屬性之一。

所謂要素的替代效應(yīng)是指在保持要素總數(shù)量不變的條件下與某要素價格變化相聯(lián)系的要素使用數(shù)量方面的變化。污染替代效應(yīng)的主要含義是指由于污染要素價格的相對低廉，企業(yè)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(yīng)記錄了污染因要素價格變化而導(dǎo)致的要素使用方面的變化。我們假設(shè)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(guān)系，當(dāng)污染要素價格低廉時，企業(yè)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(fā)生變化的情況。在下面的圖中，通過畫一條平行于預(yù)算線RT（表明污染更低的相對價格）的新預(yù)算線就可以得到替代效應(yīng)，這條新預(yù)算線恰好與原先的無差異曲線U1相切，替代效應(yīng)為圖中的線段EF1。

圖1 污染要素的替代效應(yīng)和成本效應(yīng)

Fig.1 The alternative effectiveness and cost

effectiveness of pollution element

所謂成本效應(yīng)是在要素價格保持不變的條件下企業(yè)資金勢力增強(qiáng)所造成的要素購買數(shù)量的變化。由于污染紅利，企業(yè)得到了總成本相對低廉的實(shí)惠，他們能夠以較少的成本購買相同甚至更多數(shù)量的生產(chǎn)要素。在圖中，當(dāng)企業(yè)的名義資金實(shí)力恢復(fù)時，成本效應(yīng)便出現(xiàn)了。企業(yè)沒有選擇在D點(diǎn)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(diǎn)，從OE到OF2的增量就是污染要素成本效應(yīng)的大小。

張樂才：污染紅利與污染集聚的機(jī)理與實(shí)證中國人口•資源與環(huán)境 2011年 第2期從上述分析可知，污染替代效應(yīng)是指在總成本不變的條件下，用污染要素來替代其他生產(chǎn)要素，而污染成本效應(yīng)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(yīng)和污染成本效應(yīng)的區(qū)別主要體現(xiàn)在三個方面。第一，條件不同，替代效應(yīng)的條件是假定污染的總成本不變，而成本效應(yīng)的條件是假定污染要素與其他要素的比例不變；第二，運(yùn)行機(jī)制不同，污染的替代效應(yīng)是企業(yè)在總成本不變的條件下，增加污染要素的使用，而成本效應(yīng)是企業(yè)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(chǎn)要素的影響不同，當(dāng)污染價格相對低廉時，污染的替代效應(yīng)會使企業(yè)對其他生產(chǎn)要素的使用減少，而污染的成本效應(yīng)會使企業(yè)對其他要素的使用增加。

1.2 污染紅利會導(dǎo)致污染集聚

首先，替代效應(yīng)會導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。污染要素價格越低廉，則污染要素對其他生產(chǎn)要素的替代就越強(qiáng)，企業(yè)不愿花成本去購買勞動、資本、技術(shù)等其他生產(chǎn)要素，使污染密集型產(chǎn)業(yè)成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，污染密集型產(chǎn)業(yè)一旦成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，其反過來又會強(qiáng)化對污染要素的使用，因而形成了一種循環(huán)累積因果效應(yīng)，使污染要素被過度使用。在發(fā)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(shù)、信息、管理、高水平勞動力等生產(chǎn)要素進(jìn)行替代，而資本、技術(shù)、信息、管理、高水平勞動力等要素的增強(qiáng)是污染密集型產(chǎn)業(yè)得以實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級的重要工具與載體，這些要素如被替代將導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的阻力加大，進(jìn)一步固化了污染要素使用的強(qiáng)度，使污染問題變得日益嚴(yán)重。

其次，污染要素的成本效應(yīng)會導(dǎo)致污染集聚。在一個污染要素低廉的國家，企業(yè)的資金實(shí)力會增強(qiáng)，因而會擴(kuò)大生產(chǎn)，這會帶來兩種形式的污染集聚。對單個污染企業(yè)而言，如果污染價格低廉，則企業(yè)會擴(kuò)大生產(chǎn)，這種因單個企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)所帶來的污染我們稱之為污染的企業(yè)集聚；另一方面，由于污染要素低廉而導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)利潤豐厚，會吸引大量潛在企業(yè)進(jìn)入污染密集型產(chǎn)業(yè)，從而使大量污染密集型企業(yè)集聚到某個地區(qū)，使該地區(qū)的污染十分嚴(yán)重，形成污染的地區(qū)集聚。在部分發(fā)展中國家，由于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)，勞動力崗位供需嚴(yán)重失衡、居民生活水平低，這時政府會盡力擴(kuò)大對企業(yè)的招商引資力度。由于發(fā)展中國家污染要素相對低廉，污染密集型產(chǎn)業(yè)利潤豐厚，于是大量污染密集型企業(yè)就招進(jìn)來了，而部分企業(yè)也會從原來的非污染密集型產(chǎn)業(yè)進(jìn)入到污染密集型產(chǎn)業(yè)從事生產(chǎn)，從而帶來了污染的地區(qū)集聚。事實(shí)表明，污染的地區(qū)集聚比污染的企業(yè)積聚帶來的破壞力要大得多，并且能使環(huán)境破壞在短時間內(nèi)迅速爆發(fā)，我國在改革開放的短短三十年對環(huán)境的破壞就達(dá)到了發(fā)達(dá)國家?guī)装倌瓴胚_(dá)到的程度就在于此。

再次，污染的替代效應(yīng)和成本效應(yīng)作為污染總效應(yīng)的分支，兩者的效應(yīng)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(yīng)視角進(jìn)行分析，當(dāng)污染要素價格低廉時，企業(yè)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(huán)境破壞日益嚴(yán)重。就污染的成本效應(yīng)視角進(jìn)行觀察，當(dāng)污染要素的價格較低時，企業(yè)資金實(shí)力增強(qiáng)，企業(yè)就會擴(kuò)大污染密集產(chǎn)品的生產(chǎn)，也會增加對污染要素的使用，使得環(huán)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(yīng)使企業(yè)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(yīng)使企業(yè)由于資金實(shí)力增強(qiáng)而擴(kuò)大生產(chǎn)，從另一個方面使污染要素的使用增加。

2 基于內(nèi)蒙古的實(shí)證研究

2.1 變量選取與回歸模型設(shè)定

2.1.1 變量選取

本文選擇以內(nèi)蒙古為樣本對前面的分析進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)隨著改革開放的不斷深入，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)得到了前所未有的快速發(fā)展。2008年，全區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟(jì)取得巨大成績的同時，內(nèi)蒙古的廢氣排放也大幅上升。2000年全區(qū)SO2排放量與工業(yè)煙塵的排放量分別為50.63萬t、30.33萬t，到2007年，全區(qū)SO2排放量與工業(yè)煙塵排放量則達(dá)到了145.58萬t、66.41萬t，分別增長了2.89倍、2.19倍。，用內(nèi)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(guān)于污染紅利指標(biāo)的選取，本文用內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行替代，這是基于內(nèi)蒙古工業(yè)產(chǎn)業(yè)主要為污染密集型產(chǎn)業(yè)的緣故，而污染密集型產(chǎn)業(yè)的形成則在于利用了污染紅利的結(jié)果。之所以認(rèn)為內(nèi)蒙古工業(yè)產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)，緣于下述分析結(jié)論。首先，根據(jù)污染密集型產(chǎn)業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，污染密集型產(chǎn)業(yè)可分為重污染密集產(chǎn)業(yè)、中度污染密集產(chǎn)業(yè)和輕污染密集產(chǎn)業(yè)。重污染密集產(chǎn)業(yè)包括：電力、煤氣及水的生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、采掘業(yè)、造紙及紙品業(yè)、水泥制造業(yè)、非金屬礦物制造業(yè)、黑金屬冶煉及壓延工業(yè)、化工原料及化學(xué)品制造業(yè)。中度污染密集產(chǎn)業(yè)包括：有色金屬冶煉及壓延工業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)。輕污染密集產(chǎn)業(yè)包括：食品、煙草及飲料制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、紡織業(yè)、皮革、毛皮、羽絨及制品業(yè)、橡膠制品業(yè)、金屬制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制、機(jī)械、電器、電子設(shè)備制造業(yè)、塑料制品業(yè)等 ［5］。其次，《2008年內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》表明，目前內(nèi)蒙古的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為能源、冶金、化工、裝備制造、農(nóng)畜產(chǎn)品加工業(yè)和高新技術(shù)等六大優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，根據(jù)上述污染密集型產(chǎn)業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)分析，可以發(fā)現(xiàn)內(nèi)蒙古主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)；與此同時，根據(jù)薛卉、郝曉燕［6］的研究也說明，內(nèi)蒙絕大多數(shù)優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)為污染密集型產(chǎn)業(yè)。為了使污染紅利的表征更加全面，本文采用內(nèi)蒙古工業(yè)規(guī)模效應(yīng)、工業(yè)科技效應(yīng)、工業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)與工業(yè)勞動力效應(yīng)對之進(jìn)行替代。文章數(shù)據(jù)由《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》及內(nèi)蒙古發(fā)改委、統(tǒng)計廳、科技廳、環(huán)保廳等相關(guān)部門的資料整理并計算而得。

表1 各計量指標(biāo)名稱、單位及表示符號

Tab.1 The name,units and symbols of all

measurement indicators

計量指標(biāo)

Measurement indicators單位

Units本文采用記號

Marks in article廢氣排放總量萬tGAS工業(yè)規(guī)模效應(yīng)萬元INGDP工業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)萬元/人str工業(yè)科技效應(yīng)萬元tech工業(yè)勞動力效應(yīng)萬人popu2.1.2 回歸模型設(shè)定

為了分別衡量工業(yè)生產(chǎn)總值、工業(yè)科技投入、工業(yè)結(jié)構(gòu)變化與工業(yè)勞動力投入對內(nèi)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(jìn)行分析，實(shí)際計量模型為：

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

2.2 模型的總體估計結(jié)果

從總體分析，各方程回歸結(jié)果良好，符合我們的理論預(yù)期。方程（1）首先用代表規(guī)模效應(yīng)的解釋變量工業(yè)生產(chǎn)總值(lnINGDP)進(jìn)行回歸分析，回歸系數(shù)為正，T統(tǒng)計量和P值均顯示出回歸結(jié)果顯著。方程（1）表明，內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模每擴(kuò)大1%，廢氣污染增加0.44%。方程（2）在lnINGDP的基礎(chǔ)上加入lnpopu變量進(jìn)行回歸分析，此時lnINGDP和lnpopu的T統(tǒng)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(xù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。方程（3）在lnINGDP基礎(chǔ)上加入lnstr進(jìn)行回歸分析，規(guī)模效應(yīng)系數(shù)依然為正，此時，結(jié)構(gòu)效應(yīng)系數(shù)為負(fù)。方程（3）表明，工業(yè)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(yè)科技投入指標(biāo)lntech，回歸結(jié)果表明，科技投入的系數(shù)為正，P值為0.046，回歸結(jié)果比較顯著。方程（4）說明，內(nèi)蒙古工業(yè)科技投入每上升一個單位，廢氣污染水平上升0.35%；規(guī)模每增加1%，廢氣污染增加2.42%；資本勞動比(即結(jié)構(gòu)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(shù)均顯著，故我們以該方程作為本文的最終回歸結(jié)果(見表2)。

2.3 回歸結(jié)果分析

從表2可以看出，表征內(nèi)蒙古污染紅利生產(chǎn)方式的工業(yè)規(guī)模效應(yīng)、工業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、工業(yè)科技效應(yīng)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(yè)規(guī)模效應(yīng)促進(jìn)了廢氣排放的增加。方程（4）表明，工業(yè)總產(chǎn)值每提高1%，廢氣排放就增加3.42%。在污染系數(shù)和產(chǎn)品組成不變的情況下，擴(kuò)張經(jīng)濟(jì)活動會導(dǎo)致廢氣污染的增加，這時的經(jīng)濟(jì)增長是不利于內(nèi)蒙古環(huán)境保護(hù)的。原因就在于這時的內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)?？焖贁U(kuò)張的基礎(chǔ)在于利用了污染紅利，政府相應(yīng)的廢氣管制和政策執(zhí)行能力還落后于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。當(dāng)然，隨著經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長，居民對環(huán)境質(zhì)量的要求也隨之提高，他們有較高的意愿購買嚴(yán)格環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)下生產(chǎn)的產(chǎn)品，這就會刺激廠商降低單位產(chǎn)出的污染密度，同時政府也會制定較嚴(yán)厲的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)和稅收標(biāo)準(zhǔn)來滿足消費(fèi)需求。因此，從2007年開始，內(nèi)蒙古的廢氣排放總量在逐步下降。故從長遠(yuǎn)角度分析，工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大對環(huán)境保護(hù)是有利的。從內(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模與廢氣污染的回歸關(guān)系可以看出，內(nèi)蒙古在1988年至2007年的發(fā)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(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在庫茲涅茨曲線的左側(cè)，還沒有越過曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這意味著內(nèi)蒙古在該階段廢氣污染程度將會隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而加??；當(dāng)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過了污染庫茲涅茨曲線的轉(zhuǎn)折點(diǎn)到了該曲線的右側(cè)時，隨著工業(yè)經(jīng)濟(jì)的繼續(xù)發(fā)展，污染排放會隨之降低。

lnstr對lngas的回歸符號為負(fù)，表示工業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)有利于減少廢氣排放，說明工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)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(tǒng)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(tǒng)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(tǒng)計量)0.762 359(P值)0.457 7lnstr-1.234 856-2.697 475(T統(tǒng)計量)-2.417 926-3.005 493(P值)0.028 80.009 4lntech0.347 240(T統(tǒng)計量)1.993 817(P值)0.046 0AR(1)0.411 5040.392 8860.419 6340.268 694(T統(tǒng)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(dāng)作紅利使用的生產(chǎn)方式。資本勞動比反映一國或一個地區(qū)的要素稟賦狀況，如果某一地區(qū)的資本勞動比較高，則意味著該地區(qū)是以資本密集型產(chǎn)業(yè)為主、產(chǎn)品技術(shù)含量較高；反之，如果資本勞動比較低，則意味著該地區(qū)以勞動力密集型產(chǎn)業(yè)為主，產(chǎn)品技術(shù)含量較低。結(jié)構(gòu)效應(yīng)表現(xiàn)為不同的發(fā)展階段對環(huán)境影響的方式不一樣。當(dāng)勞動力與資源密集型產(chǎn)業(yè)占主導(dǎo)地位時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境造成污染的主要方式是破壞自然資源；當(dāng)重工業(yè)、石化工業(yè)占主導(dǎo)地位時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)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(dāng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)與服務(wù)業(yè)占主導(dǎo)地位時，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對環(huán)境保護(hù)才是有利的。在方程（4）的回歸結(jié)果中，工業(yè)資本勞動比與污染排放量之間成負(fù)相關(guān)，當(dāng)工業(yè)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(yè)資本勞動比的不斷增加，污染廢氣呈現(xiàn)減少的趨勢，這表明內(nèi)蒙古工業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(nèi)蒙古工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所產(chǎn)生的科技效應(yīng)強(qiáng)化了把污染當(dāng)作紅利使用的生產(chǎn)方式，也就是工業(yè)科技投入的增加反而帶來了廢氣排放的增加。根據(jù)湯鑄對我國技術(shù)投入與環(huán)境污染的研究，他發(fā)現(xiàn)技術(shù)投入對環(huán)境污染的影響是負(fù)的，為此，湯鑄解釋的原因是：隨著貿(mào)易自由化進(jìn)程加快、經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展、人均收入提高，人們有可能增加對環(huán)保技術(shù)的研發(fā)投入，購買更有利于環(huán)保的中間設(shè)備［7］。所以，他認(rèn)為，代表科技效應(yīng)的科研經(jīng)費(fèi)投入能夠改善我國的環(huán)境質(zhì)量。但筆者的研究卻和湯鑄研究得出的結(jié)論是相反的，原因在于兩個方面，首先是數(shù)據(jù)選擇上的差異，湯鑄有關(guān)科技投入的數(shù)據(jù)選擇來源于我國歷年環(huán)保課題的科研經(jīng)費(fèi)，本文所選擇的科技投入指標(biāo)是內(nèi)蒙古歷年的工業(yè)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(biāo)地是我國整個國家，而筆者所研究的目標(biāo)地是內(nèi)蒙古。同時，就筆者研究的內(nèi)蒙古來說，由于本文是以工業(yè)科技投入為被選變量，目的在于用該指標(biāo)表征污染紅利這種生產(chǎn)方式。而工業(yè)科技投入究竟有多大支出是為環(huán)境保護(hù)與環(huán)境治理而支出的還不得而知，由于內(nèi)蒙古的工業(yè)產(chǎn)業(yè)主要是污染密集型產(chǎn)業(yè)，內(nèi)蒙古的科技投入有很大一部分用在污染密集型產(chǎn)業(yè)上，增強(qiáng)了這些污染密集型產(chǎn)業(yè)的競爭力，強(qiáng)化了把污染當(dāng)作紅利的生產(chǎn)方式。于是，隨著科技投入的增加，內(nèi)蒙古的廢氣污染反而加重了，從而證明了污染紅利導(dǎo)致污染集聚的內(nèi)在機(jī)制是存在的。

3 結(jié) 論

本文從污染要素的成本效應(yīng)與替代效應(yīng)入手，對污染紅利導(dǎo)致污染集聚的機(jī)理進(jìn)行了分析。研究表明：①污染替代效應(yīng)會導(dǎo)致污染要素被過度使用，使污染密集型產(chǎn)業(yè)成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)；②污染成本效應(yīng)一方面會使單個企業(yè)的排污加大，另一方面會增加污染密集型企業(yè)的數(shù)量；③污染的替代效應(yīng)和成本效應(yīng)作為污染總效應(yīng)的分支，兩者的效應(yīng)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(nèi)蒙古1988年至2007年數(shù)據(jù)對這一機(jī)理進(jìn)行了初步驗(yàn)證，結(jié)果支持了前述理論。①工業(yè)規(guī)模效應(yīng)說明污染紅利帶來了污染集聚；②工業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)說明工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整有利于抑制把污染當(dāng)作紅利使用的生產(chǎn)方式；③工業(yè)科技效應(yīng)說明對污染密集型產(chǎn)業(yè)進(jìn)行科技投入會強(qiáng)化把污染當(dāng)作紅利使用的生產(chǎn)方式。

污染紅利作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期的一種比較優(yōu)勢，具有歷史性。目前，我國政府已開始采取各種措施加強(qiáng)對環(huán)境污染的規(guī)制，污染作為一種紅利已不復(fù)存在。然而，污染紅利的影響還會在相當(dāng)長的時間內(nèi)對我國環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響，這可以從內(nèi)蒙古的實(shí)證結(jié)果得以證實(shí)。因此，我國徹底治理環(huán)境污染是一項(xiàng)長期的任務(wù)，我們在加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的過程中，尤應(yīng)加大對污染密集型產(chǎn)業(yè)的抑制。

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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(huán)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(shù)字電視整體轉(zhuǎn)換工作已進(jìn)中盤的情況下，還來討論“如何進(jìn)行整體轉(zhuǎn)換”，似乎有點(diǎn)不合時宜。但對于有線來說，從最初單純的模擬轉(zhuǎn)數(shù)字，到現(xiàn)在從模擬直接進(jìn)入數(shù)字雙向和多業(yè)務(wù)時代，其規(guī)則與推進(jìn)方式似乎也應(yīng)該與時俱進(jìn)地發(fā)生點(diǎn)變化。整轉(zhuǎn)如何與雙向齊飛、廣播如何與互動一色?希望來自徐州的實(shí)踐及觀點(diǎn)能引發(fā)業(yè)內(nèi)新的思考。歡迎大家就此話題展開討論，來稿

請發(fā)：.cn。

從速度到質(zhì)量：整轉(zhuǎn)目標(biāo)的重新界定

從2003年全國整轉(zhuǎn)試點(diǎn)開始，各地追求的目標(biāo)大多是整轉(zhuǎn)率及整轉(zhuǎn)速度，如南京就曾創(chuàng)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(shù)字的過渡初期是無可厚非的，亦取得了明顯成效。但當(dāng)有線數(shù)字電視朝著高清、互動方向大步前進(jìn)時，尤其國家廣電總局已明確政策文件(《關(guān)于加快廣播電視有線網(wǎng)絡(luò)發(fā)展的若干意見》、《廣電總局關(guān)于促進(jìn)高清電視發(fā)展的通知》――編者注)，要求將數(shù)字化與雙向化、互動化和高清化有機(jī)結(jié)合時，整體轉(zhuǎn)換工作的目標(biāo)也應(yīng)隨之發(fā)生改變!

筆者認(rèn)為，整轉(zhuǎn)目標(biāo)應(yīng)該是一項(xiàng)綜合指標(biāo)，即包含整轉(zhuǎn)率、轉(zhuǎn)換時間，更應(yīng)通過互動率、業(yè)務(wù)普及率、現(xiàn)場現(xiàn)金收入等指標(biāo)體現(xiàn)出運(yùn)營商向全業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型的新特色。

互動率，即選擇互動型機(jī)頂盒的用戶與已實(shí)現(xiàn)整轉(zhuǎn)總用戶的比率?；与娨曌鳛橛芯€全新的增值業(yè)務(wù)，高互動率的實(shí)現(xiàn)將可為運(yùn)營商帶來更多的利潤。截至2009年6月，江蘇省數(shù)字電視用戶已達(dá)503.12萬，而互動電視用戶僅為30.23萬，這種狀況使江蘇省網(wǎng)的收入大打折扣，而整體轉(zhuǎn)換現(xiàn)場則是提高互動率的最佳時機(jī)。

業(yè)務(wù)普及率，即各項(xiàng)新業(yè)務(wù)如付費(fèi)電視優(yōu)惠套餐、互聯(lián)網(wǎng)接入等訂購用戶與已整轉(zhuǎn)總用戶的比率?，F(xiàn)場現(xiàn)金收入則是一個對上述業(yè)務(wù)進(jìn)行綜合考量的指標(biāo)，其涵蓋了互動業(yè)務(wù)點(diǎn)播費(fèi)、基本收視維護(hù)費(fèi)、機(jī)頂盒銷售以及付費(fèi)電視定制費(fèi)等眾多環(huán)節(jié)，可最大程度地體現(xiàn)出整體轉(zhuǎn)換工作的績效。

實(shí)踐證明，用綜合指標(biāo)衡量整體轉(zhuǎn)換，將為運(yùn)營商整轉(zhuǎn)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(qū)的有線整轉(zhuǎn)起步較晚，且前期沒有進(jìn)行大規(guī)模宣傳。在整轉(zhuǎn)過程中，也僅在電視上通過字幕廣告及在小區(qū)張貼公告的方式進(jìn)行了告知，業(yè)務(wù)推廣則完全依靠現(xiàn)場人員的推介及宣傳單頁。

從實(shí)際效果看，這種整轉(zhuǎn)模式的效果非常不理想。首先，不進(jìn)行深入有效的宣傳，就難以將國家推進(jìn)有線電視數(shù)字化的方針政策傳達(dá)到相關(guān)職能部門，而缺乏政府各級部門的支持與協(xié)助，則難以使廣大市民了解整轉(zhuǎn)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(zhuǎn)工作的難度；其次，對于廣大市民來說，數(shù)字電視的眾多業(yè)務(wù)都是非常陌生的新業(yè)務(wù)，如付費(fèi)電視、互動電視、寬帶上網(wǎng)、電視銀行等，不進(jìn)行前期的宣傳引導(dǎo)，僅憑現(xiàn)場的勸說和推薦，很難激發(fā)老百姓的消費(fèi)欲望，推廣效果自然不樂觀。

從公共關(guān)系學(xué)的角度，對于自己要購買的產(chǎn)品及服務(wù)，公眾有知情權(quán)，更何況運(yùn)營商還要通過用戶消費(fèi)獲益。因此，在全新的市場環(huán)境下，有線應(yīng)徹底摒棄傳統(tǒng)的“好酒不怕巷子深”的觀念，樹立“酒好也應(yīng)勤吆喝”的信息化時代新理念。

在徐州4個月現(xiàn)場整轉(zhuǎn)的過程中，我們發(fā)現(xiàn)，一些問題雖然只是細(xì)節(jié)問題，但對整轉(zhuǎn)工作影響很大，必須應(yīng)加以改進(jìn)和完善。

首先是業(yè)務(wù)受理環(huán)節(jié)。在徐州，機(jī)頂盒的現(xiàn)場發(fā)放工作基本由相關(guān)廠家負(fù)責(zé)，發(fā)放人員為臨時招聘。由于接受正規(guī)培訓(xùn)的時間短，因此不但人員之間業(yè)務(wù)辦理能力的差別較大，而且辦理速度也難以適應(yīng)現(xiàn)場的要求，特別是在用戶規(guī)模較大的小區(qū)，這種矛盾尤為突出，非常容易引發(fā)用戶不滿。

其次，在機(jī)頂盒安裝調(diào)試過程中，臨時招聘的安裝人員不但技術(shù)水平參差不齊，而目少數(shù)人員態(tài)度消極、敷衍了事，不能耐心為客戶服務(wù)的現(xiàn)象比較突出，嚴(yán)重影響了廣電企業(yè)的形象。

另外，隨著整轉(zhuǎn)用戶的不斷增加，安裝調(diào)試人員難以滿足現(xiàn)場和售后服務(wù)的需求，引發(fā)用戶投訴不斷，成為影響整體轉(zhuǎn)換的短板。同時，由于事先通知事項(xiàng)的不完善，用戶反復(fù)往返現(xiàn)場的現(xiàn)象時有發(fā)生，也容易引發(fā)用戶不滿。

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

從廣電到三網(wǎng)融合：業(yè)務(wù)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(wǎng)絡(luò)公司頒發(fā)了互聯(lián)網(wǎng)信息服務(wù)業(yè)務(wù)(ICP)和接人服務(wù)業(yè)務(wù)(ISP)經(jīng)營許可證，這標(biāo)志著“三網(wǎng)融合”在江蘇邁出了實(shí)質(zhì)性步伐，即江蘇省網(wǎng)平臺已經(jīng)可以提供語音、數(shù)據(jù)、圖像為內(nèi)容的多媒體綜合信息服務(wù)。

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(wǎng)絡(luò)公司成為全業(yè)務(wù)提供商，電視作為家庭多媒體信息終端的優(yōu)勢也開始逐步顯現(xiàn)，而下一代廣播網(wǎng)(NGB)的推出及發(fā)展，將會極大地提高有線電視網(wǎng)絡(luò)運(yùn)營商的競爭力，從而在三網(wǎng)融合時代占有一席之地。鑒于這一原因，現(xiàn)階段的整體轉(zhuǎn)換工作就應(yīng)在此背景下重點(diǎn)向用戶推薦寬帶上網(wǎng)及互動電視業(yè)務(wù)，積極介紹有線業(yè)務(wù)的發(fā)展前景，使數(shù)字電視用戶能從長遠(yuǎn)角度選擇適合自己的業(yè)務(wù)。

有線電視數(shù)字平臺的搭建，是有線網(wǎng)絡(luò)運(yùn)營商開展多種業(yè)務(wù)的前提和基礎(chǔ)。由于各項(xiàng)業(yè)務(wù)相對獨(dú)立，造成系統(tǒng)的計費(fèi)系統(tǒng)異常復(fù)雜，再加上各項(xiàng)優(yōu)惠政策，使得用戶很難在短時間了解及接受各種業(yè)務(wù)及服務(wù)。導(dǎo)致業(yè)務(wù)推廣難度加大。

與世無爭的詩句范文第3篇

關(guān)鍵詞 重慶；中等職業(yè)教育；高等職業(yè)教育；差距；主成分分析；中高職銜接

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

根據(jù)《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010—2020年）》的要求，應(yīng)“統(tǒng)籌中等職業(yè)教育與高等職業(yè)教育發(fā)展”，構(gòu)建體現(xiàn)“中等和高等職業(yè)教育協(xié)調(diào)發(fā)展”的現(xiàn)代職業(yè)教育體系?！督逃筷P(guān)于推進(jìn)高等職業(yè)教育改革創(chuàng)新引領(lǐng)職業(yè)教育科學(xué)發(fā)展的若干意見》（教職成[2011]12號）也進(jìn)一步指出，高職教育應(yīng)發(fā)揮引領(lǐng)作用，全面推進(jìn)中高職銜接貫通、協(xié)調(diào)發(fā)展。

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

一、重慶中高職教育差距的統(tǒng)計分析

“十一五”期間，重慶中高職教育持續(xù)發(fā)展，取得顯著成績，具體表現(xiàn)在辦學(xué)規(guī)模逐年擴(kuò)大、職教體系日臻完善、基礎(chǔ)能力顯著增強(qiáng)、經(jīng)費(fèi)投入大幅增加、學(xué)生資助全國率先、改革創(chuàng)新成果豐碩、服務(wù)能力明顯提高等九個方面[1]。但從中高職動態(tài)數(shù)據(jù)的比較來看，兩者仍存在明顯差距。

首先，就辦學(xué)規(guī)模而言，如表1所示，通過計算高職和中職“校均招生數(shù)之差”、“校均在校生數(shù)之差”以及“校均畢業(yè)生數(shù)之差”，在“進(jìn)口”、“存量”以及“出口”方面，高職顯著優(yōu)于中職。特別是2007年，各指標(biāo)均達(dá)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(biāo)的環(huán)比下降比例來看，除2007年，“校均招生數(shù)之差”、“校均在校生數(shù)之差”和“校均畢業(yè)生數(shù)之差”均有明顯下降趨勢，其中前兩個指標(biāo)在2009年幅度達(dá)到最大，為14.72%和14.53%，第三個指標(biāo)在2008年達(dá)到最大，為9.44%。中高職辦學(xué)規(guī)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(tài)勢。

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《2012年重慶市教育事業(yè)統(tǒng)計分析資料》整理得出，差值計算方法為“高職數(shù)—中職數(shù)”，環(huán)比計算方法為“當(dāng)年指標(biāo)/上年指標(biāo)—1”。

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《2012年重慶市教育事業(yè)統(tǒng)計分析資料》整理得出，差值計算方法為“高職數(shù)—中職數(shù)”，環(huán)比計算方法為“當(dāng)年指標(biāo)/上年指標(biāo)—1”。

其次，從硬件建設(shè)來看，如表2所示，中高職學(xué)校在“生均占地面積”、“生均校舍面積”和“生均教學(xué)儀器值”三個指標(biāo)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(dá)到最大，為53.60平方米；而“生均校舍面積”和“生均教學(xué)儀器值”的差距在2010年達(dá)到最大，分別為19.05平方米和3145.84元。從環(huán)比下降幅度來看，2007～2010年的4年中，上述三個指標(biāo)12個數(shù)據(jù)僅有2個為正，即差距減少，其他均為負(fù)，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(xué)校在硬件條件建設(shè)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(fā)展、貫通培養(yǎng)勢必形成阻力。

最后，在軟件建設(shè)方面，如表3所示，以反映師資規(guī)模和質(zhì)量的“教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)”和“‘雙師型’教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)”作為衡量指標(biāo)，進(jìn)行中高職差距比較。從表3中可以看出，“教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)”高職比中職要少，且這種趨勢在逐年加強(qiáng)；到2010年，每個中職教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)比高職教師要多7.42個，是2006年的2.6倍，但環(huán)比下降比例卻有較大改善，2010年已扭負(fù)為正，說明中職學(xué)校正在不斷努力縮小差距。與此同時，“‘雙師型’教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)之差”呈逐年減小趨勢，環(huán)比下降比例也在不斷向好，表明在“雙師型”教師隊(duì)伍建設(shè)方面，中高職間的差距有了明顯緩解，軟條件不斷優(yōu)化。

二、重慶中高職教育差距的主成分分析

由上述統(tǒng)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(xué)規(guī)模、軟件建設(shè)方面的相對差距卻有一定的收斂態(tài)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(jìn)行績效打分，進(jìn)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(biāo)轉(zhuǎn)化為幾個綜合指標(biāo)的多元統(tǒng)計方法，它可以對多個指標(biāo)和變量進(jìn)行分析，且能克服不同量綱數(shù)據(jù)帶來的影響[2]。

（一）標(biāo)準(zhǔn)化處理和相關(guān)系數(shù)矩陣計算

首先用SPSS19.0對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后計算相關(guān)系數(shù)矩陣，見表4。除X3（校均畢業(yè)生數(shù)之差）與X4、X6、X7之間相關(guān)系數(shù)① 偏低外，其他變量間相關(guān)關(guān)系均較高，這主要與職業(yè)教育畢業(yè)生需要頂崗實(shí)習(xí)有關(guān)。反映中高職辦學(xué)規(guī)模差距的指標(biāo)X1、X2、X3與硬件建設(shè)差距X4、X5、X6，以及軟件建設(shè)差距X8之間存在反向的相關(guān)關(guān)系，即辦學(xué)規(guī)模差距越大，硬件建設(shè)、軟件建設(shè)差距越小，說明高職院校在“求大”的同時，并沒有照顧到“求強(qiáng)”，而中職學(xué)校卻能在規(guī)模小的情況下“做精”。值得注意的是，反映軟件建設(shè)差距的指標(biāo)X7（教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)之差）、X8（“雙師型”教師負(fù)擔(dān)學(xué)生數(shù)之差），與其他變量的相關(guān)關(guān)系很強(qiáng)，但變動方向卻不一致。具體來看，X7與中高職辦學(xué)規(guī)模差距為正相關(guān)，與硬件建設(shè)差距是負(fù)相關(guān)；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(guān)鍵詞：無效；版權(quán)標(biāo)識；公開時間；專利

中圖分類號： D923.42 文獻(xiàn)標(biāo)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(xiàn)有技術(shù)引入的證據(jù)。通常無效請求人都優(yōu)先在各國專利數(shù)據(jù)庫中進(jìn)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(chuàng)造性的專利文獻(xiàn)。這是因?yàn)楦鲊膶＠墨I(xiàn)作為證據(jù)，其真實(shí)性、合法性通常不會受到質(zhì)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(shù)方案對比，最佳的證據(jù)是某個展銷會的宣傳資料或產(chǎn)品目錄、隨產(chǎn)品一起交付給購買者的使用說明書，或者從產(chǎn)品網(wǎng)站上下載的數(shù)據(jù)手冊（data sheet）等。在這種情況下，如何證明這些證據(jù)的公開時間成為一個難題。

筆者對多份宣傳資料、產(chǎn)品目錄、使用說明書及數(shù)據(jù)手冊等進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，為了主張自己的著作權(quán)，在這些資料上記載有版權(quán)標(biāo)識“[C] ”，在該版權(quán)標(biāo)識之后記載有例如“2007”這樣的年份。

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

1 案例分析

案例1：

在ZL201010526581.4相關(guān)的第24795號無效審查決定中，無效請求人提交了C據(jù)12-1，其為國家圖書館科技查新中心復(fù)制的IEEE科技文獻(xiàn)，具有版權(quán)標(biāo)識“[C] 1997”，據(jù)此無效請求人主張該證據(jù)的公開日期為1997年最后一日。專利權(quán)人在無效過程中對于證據(jù)12-1的真實(shí)性及公開日期都沒有質(zhì)疑。復(fù)審委員會認(rèn)定證據(jù)12-1是專利法意義上的公開出版物，根據(jù)《世界版權(quán)公約》的規(guī)定推定其公開日期為1997年12月31日。

案例2：

在ZL200510117472.6相關(guān)的無效宣告請求中，無效請求人提交了附件1：標(biāo)注有2004 ARMORTEC 版權(quán)所有的、ARMORTEC 混凝土制品（林肯）1980有限公司的ARMORFLEX產(chǎn)品宣傳冊打印件及中文譯文?？陬^審理當(dāng)庭，無效請求人演示了從公眾網(wǎng)站上成功下載此附件1。另外，無效請求人提交了附件2：《環(huán)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(chǎn)品。專利權(quán)人在口頭審理過程中表示認(rèn)可該網(wǎng)站。另一方面，專利權(quán)人主張附件1屬于域外證據(jù)，應(yīng)經(jīng)過公證認(rèn)證，否則不能確認(rèn)其真實(shí)性；并且附件1是從網(wǎng)頁上下載的，不清楚網(wǎng)頁的公開時間，雖然附件1上有2004年版權(quán)標(biāo)識，但也無法確定其在2004年必然處于公開狀態(tài)。

在20461號無效審查決定中，復(fù)審委員會認(rèn)定：口頭審理當(dāng)庭無效請求人從網(wǎng)站下載到附件1，可見附件1是可以通過國內(nèi)網(wǎng)絡(luò)下載獲得的，因而不屬于需要公證認(rèn)證的域外證據(jù)。其次，附件1具有“[C] 2004 ARMORTEC ALL Rights Reserved”字樣的版權(quán)標(biāo)識，且附件1所屬國家為《世界版權(quán)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(wǎng)絡(luò)下載的，但并不能否認(rèn)其公開出版物的性質(zhì)。再有，附件2公開的ARMORFLEX產(chǎn)品是與附件1同一商標(biāo)所有人的同系列產(chǎn)品，而附件2已于2001年出版，也就是說，ARMORFLEX產(chǎn)品于2001年已處于公開推廣的狀態(tài)，這進(jìn)一步佐證在“2004年之前ARMORFLEX產(chǎn)品已經(jīng)存在”的事實(shí)。因而，在附件1和附件2能相互佐證的情況下，認(rèn)可附件1的真實(shí)性、公開性。

另外，根據(jù)《世界版權(quán)公約》第3條的規(guī)定確定其公開時間為2004年，根據(jù)《審查指南》的相關(guān)規(guī)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(guān)的無效請求中，無效請求人提交了證據(jù)10及證據(jù)12，證據(jù)10及12分別為1998年和1996年HEALTHY機(jī)械有限公司印制的產(chǎn)品目錄，且上述兩份證據(jù)最后一頁下方分別標(biāo)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(fù)審委員會以《世界版權(quán)公約》第3條及第6條為根據(jù)，認(rèn)定中證據(jù)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(guān)的無效程序中，無效請求人提交了如下證據(jù)：

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

附件3：Microchip PIC18F2331/2431/4331/4431數(shù)據(jù)手冊

附件6-10：銷售發(fā)票

附件17：附件2的數(shù)據(jù)手冊的發(fā)票的公證認(rèn)證文本及譯文

附件18-19：產(chǎn)品PIC18F4431-I/PT的銷售發(fā)票的公證文本及譯文

請求人主張附件17的公證認(rèn)證證明了附件2的真實(shí)性，附件2中記載了“2003 Microchip Technology Inc.”，因此，附件2的公開時間應(yīng)為2003年最后一日。另外， 附件8-10及附件17-19的銷售發(fā)票證明了附件2隨銷售發(fā)票對應(yīng)的產(chǎn)品的銷售而公開。

在第13845號無效決定中復(fù)審委員會認(rèn)定，由于請求人提交的外文證據(jù)附件2與其相對應(yīng)的中文譯文附件3的內(nèi)容多處不一致，例如，附件2中的下腳標(biāo)為“2003 Microchip Technology Inc.”，而附件3中的角標(biāo)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(guān)系且未出庭作證，因此附件17與附件2的關(guān)聯(lián)性無法得到證明。

對于已有版權(quán)標(biāo)識的印刷品為證據(jù)的，只有確認(rèn)其屬于正式公布的公開出版物，且其真實(shí)性可以被確定，無相反證據(jù)的前提下，才能推定其版權(quán)標(biāo)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(quán)標(biāo)識是著作權(quán)的權(quán)利聲明，附件2中沒有其他內(nèi)容記載有該印刷品的出版發(fā)行信息（例如ISBN、ISSN編號等相關(guān)信息），附件2本身不具有構(gòu)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(jié)論；其次，請求人提交的相互矛盾的兩個版權(quán)標(biāo)識后的日期已經(jīng)互為反證，因而無法得出版權(quán)標(biāo)識后的日期為公開日期的結(jié)論，更無法得出附件2的公開時間。

關(guān)于使用公開，銷售發(fā)票與附件2之間的關(guān)聯(lián)性無法得到證明，因而不能形成完整的證據(jù)鏈證明銷售發(fā)票日期即為附件2的公開日期。

案例5：

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

證據(jù)1：美國路特瑞公司于2003年享有版權(quán)的VSS7型舉升機(jī)的安裝說明書、美國公證認(rèn)證文件及其中文譯文

證據(jù)2：美國parking today雜志網(wǎng)絡(luò)版刊出的路特瑞公司的VSS7型舉升機(jī)的廣告

證據(jù)3：美國rotary路特瑞公司在網(wǎng)絡(luò)上的對于VSS7型產(chǎn)品的性能說明資料

證據(jù)4：由北京市長安公證處出具的（2012）京長安內(nèi)民證字第6818號公證書的復(fù)印件，該公證書包含parking today網(wǎng)站上刊出的雜志電子版及rotary公司W(wǎng)站上記載的有關(guān)宣傳材料無效請求人主張由于證據(jù)1中記載了“[C] October 2003”，證據(jù)3中記載了“[C] 2005”，因此證據(jù)1及證據(jù)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(fù)審委員會認(rèn)可證據(jù)1-3的真實(shí)性及合法性。另一方面，對于證據(jù)1及3中的版權(quán)標(biāo)識，復(fù)審委員會認(rèn)定作為版權(quán)標(biāo)志，其僅表示該作品在何時完成、其著作權(quán)或版權(quán)歸何人所有，但在該作品完成后，其是否通過公開發(fā)表或出版使其處于公眾通過正當(dāng)渠道可以了解或獲得其內(nèi)容的狀態(tài)以及何時處于公開狀態(tài)則需要進(jìn)一步的證據(jù)予以證明。另外，與證據(jù)1的產(chǎn)品安裝手冊相類似的出版物，通常并不是以單獨(dú)出版發(fā)行的方式為公眾所知，而是隨所銷售的產(chǎn)品一同被消費(fèi)者或公眾所知曉。請求人雖然提出證據(jù)2可以作為佐證證據(jù)1屬于公開出版物的主張，但由于證據(jù)2本身的公開時間尚且不能確定，故證據(jù)2并不能證明證據(jù)1屬于公開出版物，也不能證明證據(jù)3所記載的內(nèi)容在本專利申請日之前已經(jīng)公開。

在（2013）一中知行初字第2702號判決書認(rèn)定“？”是國際通行的版權(quán)標(biāo)注方式，表明權(quán)利人擁有版權(quán)的起始時間，不能據(jù)此判斷該證據(jù)內(nèi)容的公開時間。

2 結(jié)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(jù)時，不能簡單機(jī)械地將具有版權(quán)標(biāo)識的證據(jù)中版權(quán)標(biāo)識后記載的年份的最后一日推定為該證據(jù)的公開時間。

無效請求人在無效宣告程序中引入具有版權(quán)標(biāo)識的證據(jù)的目的是將該證據(jù)中所公開的技術(shù)內(nèi)容作為現(xiàn)有技術(shù)來否定無效對象的新穎性或創(chuàng)造性。

在《審查指南》中對于現(xiàn)有技術(shù)的公開方式規(guī)定如下：“現(xiàn)有技術(shù)是指申請日以前在國內(nèi)外為公眾所知的技術(shù)”，“現(xiàn)有技術(shù)應(yīng)當(dāng)在申請日以前處于能夠?yàn)楣姭@得的狀態(tài)，并包含有能夠使公眾從中得知實(shí)質(zhì)性技術(shù)知識的內(nèi)容”?，F(xiàn)有技術(shù)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(guān)于出版物公開，《審查指南》規(guī)定“專利法意義上的出版物是指記載有技術(shù)或設(shè)計內(nèi)容的獨(dú)立存在的傳播載體，并且應(yīng)當(dāng)表明或者有其他證據(jù)證明其公開發(fā)表或出版的時間?！薄胺仙鲜龊x的出版物可以是各種印刷的、打字的紙件，例如……技術(shù)手冊、樣本、產(chǎn)品目錄等，……”“出版物的出版發(fā)行量多少、是否有人閱讀過、申請人是否知道是無關(guān)緊要的?！?/p>

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(chǎn)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(fù)審委員會認(rèn)定其為專利法意義上的公開出版物，而將版權(quán)標(biāo)識后的年份推定為公開時間。

但是，如案例4的數(shù)據(jù)手冊、案例5的安裝說明書這樣的具有版權(quán)標(biāo)識的證據(jù)并不是《審查指南》中列舉的出版物形式的情況下，復(fù)審委員會傾向于認(rèn)定，“對于以有版權(quán)標(biāo)識的印刷品為證據(jù)的，只有確認(rèn)其屬于正式公布的公開出版物，且其真實(shí)性可以被確定，無相反證據(jù)的前提下，才能推定其版權(quán)標(biāo)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(wù)危機(jī)的因素多種多樣，目前的研究主要集中在基于財務(wù)數(shù)據(jù)的數(shù)學(xué)建模，本文希望通過運(yùn)用Logistic建模，研究非財務(wù)數(shù)據(jù)與公司財務(wù)危機(jī)的關(guān)系，以從另一個角度對財務(wù)危機(jī)進(jìn)行預(yù)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(guān)鍵詞：財務(wù)預(yù)警 非財務(wù)數(shù)據(jù) Logistic分析

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

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

1研究背景

財務(wù)危機(jī)預(yù)警是以財務(wù)會計信息為基礎(chǔ)，通過設(shè)置并觀察一些敏感性預(yù)警指標(biāo)的變化，對企業(yè)可能或?qū)⒁媾R的財務(wù)危機(jī)所實(shí)施的實(shí)時監(jiān)控和預(yù)測警報。[1]可見財務(wù)危機(jī)預(yù)警研究的對象是財務(wù)危機(jī)。狹義的財務(wù)危機(jī)是指企業(yè)全部資本中由于負(fù)債比例過高，而使得企業(yè)不能按期還本付息所造成的風(fēng)險，所以也稱為負(fù)債風(fēng)險或破產(chǎn)風(fēng)險。廣義的財務(wù)危機(jī)是指企業(yè)經(jīng)營過程中各種不利因素所導(dǎo)致企業(yè)的經(jīng)營失敗和財務(wù)失敗。這些不利因素既有財務(wù)因素，如利潤率，投資報酬率；又有非財務(wù)因素，如高級管理人員的組成，最終控制人的類型?；谄髽I(yè)財務(wù)報表數(shù)據(jù)的企業(yè)財務(wù)困境分析，通過運(yùn)用各種模型對企業(yè)的潛在財務(wù)風(fēng)險進(jìn)行預(yù)測，取得了不錯的效果，并且準(zhǔn)確性在不斷提高。但對非財務(wù)數(shù)據(jù)的分析則較少。本文通過運(yùn)用Logistic回歸模型對企業(yè)非財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以探尋非財務(wù)數(shù)據(jù)與財務(wù)危機(jī)的關(guān)系。

2文獻(xiàn)回顧

最早對財務(wù)危機(jī)預(yù)測研究是FitzPatrikc(1932)所做的單變量破產(chǎn)預(yù)測模型，他發(fā)現(xiàn)，出現(xiàn)財務(wù)困境的公司其財務(wù)比率和正常公司的財務(wù)比率相比有顯著的不同，從而認(rèn)為企業(yè)的財務(wù)比率能夠反應(yīng)企業(yè)財務(wù)狀況，對企業(yè)未來具有預(yù)測作用。[2]Beaver(1966)對美國1954-1964年間79家失敗企業(yè)和79家成功企業(yè)的30個財務(wù)比率進(jìn)行研究的結(jié)果表明，具有良好預(yù)測性的財務(wù)比率為“現(xiàn)金流量/負(fù)債總額”、“資產(chǎn)收益率（凈收益/資產(chǎn)總額）和資產(chǎn)負(fù)債率（債務(wù)總額/資產(chǎn)總額）。Bevaer也因此開創(chuàng)了建立財務(wù)預(yù)警模型的先河。[3][4]Ohlson（1980）把企業(yè)規(guī)?？紤]進(jìn)來，用Logistic回歸模型對財務(wù)困境進(jìn)行研究，并發(fā)現(xiàn)使用股價或股價變動等非會計信息會對模型的預(yù)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(wù)報表數(shù)據(jù)，進(jìn)行了單變量分析和多元判定分析。在單變量判定分析中，發(fā)現(xiàn)流動比率與負(fù)債比率的誤判率最低；在多元線性判定分析中，發(fā)現(xiàn)與單變量分析的結(jié)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(yuǎn)，成功率越低。[6]張永安，付麗（2006）運(yùn)用非財務(wù)指標(biāo)136家ST公司進(jìn)行研究，認(rèn)為在上市公司ST問題的研究中應(yīng)考慮財務(wù)指標(biāo)與非財務(wù)指標(biāo)，建立一套整體的研究框架，才能提高正確率，更好的發(fā)揮綜合預(yù)警作用。[7]

3模型設(shè)計

3.1 財務(wù)危機(jī)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(wù)危機(jī)公司，可能導(dǎo)致樣本量過小。所以本文選擇ST公司作為財務(wù)危機(jī)公司。ST全稱special treatment，即特別處理，當(dāng)上市公司出現(xiàn)財務(wù)狀況或其它狀況異常，導(dǎo)致投資者難于判斷公司前景，權(quán)益可能受到損害的，交易所將對公司股票交易實(shí)行特別處理。財務(wù)異常具體指：①近一個會計年度的審計結(jié)果顯示股東權(quán)益為負(fù)值；扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤為負(fù)值；②近一個會計年度的審計結(jié)果顯示其股東權(quán)益低于注冊資本，即每股凈資產(chǎn)低于股票面值；③注冊會計師對最近一個會計年度的財務(wù)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(jīng)審計的股東權(quán)益扣除注冊會計師、有關(guān)部門不予確認(rèn)的部分，低于注冊資本；⑤最近一份經(jīng)審計的財務(wù)報告對上年度利潤進(jìn)行調(diào)整，導(dǎo)致連續(xù)一個會計年度虧損；⑥經(jīng)交易所或中國證監(jiān)會認(rèn)定為財務(wù)狀況異常的。可見，企業(yè)被定為ST公司，說明其財務(wù)狀況，經(jīng)營成果或財務(wù)報表出現(xiàn)異常，經(jīng)營很可能難以為繼，對投資者有較大的風(fēng)險，可以將其定義為財務(wù)危機(jī)公司。

3.2 非財務(wù)指標(biāo)的初步選擇本文選取以下非財務(wù)指標(biāo)，其定義和H0假設(shè)如表1，與公司ST概率成負(fù)相關(guān)代表X值越大，越?jīng)]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(wù)指標(biāo)變量代碼，定義及假設(shè)如下：

審計委員會（X1）、薪酬與考核委員會（X2）、戰(zhàn)略委員會（X3）三項(xiàng)，如設(shè)立為1，未設(shè)立為0；董事、監(jiān)事和高級管理人員規(guī)模（X4）代表董事、監(jiān)事和高級管理人員總?cè)藬?shù)；董事會的規(guī)模（X9）代表董事總?cè)藬?shù)；獨(dú)立董事比例（X10）代表獨(dú)立董事人數(shù)/董事人數(shù)；持有本公司股份的董事總?cè)藬?shù)（X11）代表持有本公司股份的董事總?cè)藬?shù)；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(shí)際控制人類別（X14）中，設(shè)國有控股為1，民營、外資、集體、社會團(tuán)體、職工控股為2；CR_5指數(shù)（X15）代表公司前5位大股東持股比例之和；CR_10指數(shù)（X16）公司前10位大股東持股比例之和；Z指數(shù)（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(shù)（X18）代表公司前5位大股東持股比例的平方和；Herfindahl_10指數(shù)（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(shù)據(jù)與公司ST概率負(fù)相關(guān)。

董事長是否變更（X5）、監(jiān)事會主席是否變更（X6）、總經(jīng)理是否變更（X7）三項(xiàng)，如變動為1，沒有變動為0；在董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況（X8）中，設(shè)董事長、副董事長、董事兼任總經(jīng)理由為1，副董事長、董事兼任總經(jīng)理為2，董事與總經(jīng)理完全分離為3；第一大股東是否相對控股（X22）設(shè)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(shè)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(fā)表意見為4，否定意見為5。以上數(shù)據(jù)與公司ST概率正相關(guān)。

從相關(guān)假設(shè)可以看出，公司的治理結(jié)構(gòu)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(jīng)濟(jì)人假設(shè)，他們將越努力的改善公司的業(yè)績，增加企業(yè)的價值，從而公司被特別處理的可能性越小。當(dāng)公司高級管理人員變動頻繁，可能預(yù)示著企業(yè)經(jīng)營失敗，被迫更換高管已扭轉(zhuǎn)頹勢。此外審計意見也披露了公司的經(jīng)營狀況。本文選取數(shù)據(jù)以2010年9月28日公司當(dāng)天的情況為準(zhǔn)，從當(dāng)天被定為ST的138家公司中選取100家當(dāng)ST公司作為分析對象，同時隨機(jī)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(nèi)未被定為ST的公司。對總共200家公司07-09年三年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并運(yùn)用SPSS17.0軟件分別對07年，08年，09年三年數(shù)據(jù)建立三個Logistic模型。最后選取其余38家ST公司及相應(yīng)的38家非ST公司對建立模型進(jìn)行檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)來源于北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心（ccer）07-09年一般上市公司數(shù)據(jù)庫和上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫。

3.3 研究變量的進(jìn)一步篩選第一步先確定數(shù)據(jù)樣本的正態(tài)性。運(yùn)用SPSS對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行單樣本K-S檢驗(yàn)，以確定樣本數(shù)據(jù)的正態(tài)性。K-S檢驗(yàn)H0假設(shè)樣本總體分布與正態(tài)分布無顯著性差異，即樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，顯著性水平取α=0.05。如果統(tǒng)計量概率p值小于顯著性水平α，則應(yīng)該拒絕原假設(shè)，認(rèn)為樣本來自的總體與正態(tài)分布有顯著性差異，不符合正態(tài)分布。對三年公司數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)中，只有CR_5指數(shù)，CR_10指數(shù)連續(xù)三年通過了K-S檢驗(yàn)，其它指標(biāo)都三年中p值都小于α，即大部分指標(biāo)都不符合正態(tài)分布。

第二步要確定同一指標(biāo)兩組數(shù)據(jù)（即ST公司數(shù)據(jù)和非ST公司數(shù)據(jù)）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(rèn)為該數(shù)據(jù)在ST公司和非ST公司之間沒有明顯的差別，不能很好的區(qū)分兩種公司的特征，所以不將其選入Logistic建模中。當(dāng)樣本數(shù)據(jù)符合正態(tài)分布，即與正態(tài)分布無顯著性差異時，將進(jìn)行兩個獨(dú)立樣本的T檢驗(yàn)，由第一步檢驗(yàn)結(jié)果，運(yùn)用SPSS軟件對CR_5指數(shù)，CR_10指數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)，兩數(shù)據(jù)都通過了T檢驗(yàn)，即在兩種類型公司間存在顯著性差異。如樣本數(shù)據(jù)不為正態(tài)分布，則不符合T檢驗(yàn)的假設(shè)條件，可運(yùn)用非參數(shù)的Mann-Whitney U檢驗(yàn)來確定該指標(biāo)ST和非ST公司是否存在顯著差異。本文運(yùn)用SPSS軟件，在0.05顯著性水平下，對三年數(shù)據(jù)分別進(jìn)行Mann-Whitney U檢驗(yàn)。三年數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)得出的p值如下，當(dāng)p

最后通過以上T檢驗(yàn)和Mann-Whitney U檢驗(yàn)，07年共有17個數(shù)據(jù)被選取參與Logistic建模，08年有15個數(shù)據(jù)被選取，而09年共有17個。審計委員會，戰(zhàn)略委員會，董事會規(guī)模，獨(dú)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(guān)系不明顯。

3.4 Logistic模型建立本文設(shè)ST公司為1，非ST公司為0。當(dāng)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(shè)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(zhuǎn)換處理，令

LogitP=In（P/（1-P））

經(jīng)過轉(zhuǎn)換后，LogitP的取值范圍在-∞~+∞之間，與一般線性回歸模型中對應(yīng)變量的取值范圍相吻合。該過程稱為Logit變換，經(jīng)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(yàn)和Mann-Whitney U檢驗(yàn)的三年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過SPSS軟件建立Logistic模型。模型以類別1（財務(wù)困境）作為參照，采用Forward：LR逐步篩選策略，在該策略中，變量進(jìn)入方程的依據(jù)是比分檢驗(yàn)統(tǒng)計量，剔除出方程的依據(jù)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(xù)三年被選入模型，說明這三個數(shù)據(jù)與公司是否被特別處理有比較密切的關(guān)系：①第一大股東持股比例系數(shù)為負(fù)，07年成為ST公司的發(fā)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(shù)在兩種類型公司間存在顯著差異，與公司是否被ST負(fù)相關(guān)，持股比例低的公司發(fā)生財務(wù)危機(jī)的概率遠(yuǎn)高于持股比例高的公司，這與本文原假設(shè)一致。②前十大流通股股東持股比例系數(shù)為負(fù)，07年成為ST公司的發(fā)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(shù)在兩種類型公司間存在顯著差異，與公司是否被ST負(fù)相關(guān)，持股比例低的公司發(fā)生財務(wù)危機(jī)的概率遠(yuǎn)高于前持股比例高的公司，與本文假設(shè)一致。③審計意見系數(shù)為正，07年成為ST公司的發(fā)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(shè)可知審計意見賦值越大，錯報風(fēng)險越大，因此該系數(shù)說明公司被ST的概率與審計意見表述的公司錯報風(fēng)險成正比，錯報風(fēng)險大的公司被特別處理的公司遠(yuǎn)高于錯報風(fēng)險低，出示審計意見為非保留的公司，這與原假設(shè)一致。

對于其他數(shù)據(jù)，CR_5在08,09年通過了檢驗(yàn)，兩年發(fā)生比分別為101.286、1.37E+11，其與公司是否ST呈正相關(guān)，與原假設(shè)不符?？梢?，如果股權(quán)過度集中在少數(shù)幾個人活組織手里，可能導(dǎo)致多頭指揮，一些大股東為了長期經(jīng)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(yè)經(jīng)營失敗的風(fēng)險。董事、監(jiān)事和高級管理人員規(guī)模07,08年通過了檢驗(yàn)，且與原假設(shè)相同。此外，總經(jīng)理是否變更、董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況，在07年被選入，模型中，CR_10指數(shù)、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(shè)相符。其它指標(biāo)薪酬與考核委員會，董事長是否變更，監(jiān)事會主席是否變更，持有本公司股份的董事總?cè)藬?shù)，董事會持股比例，Z指數(shù)，Herfindahl_5指數(shù)，Herfindahl_10指數(shù)，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(guān)系。

4模型檢驗(yàn)

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(yù)測準(zhǔn)確率較高。將選取的38家ST公司和38家非ST公司數(shù)據(jù)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(wù)數(shù)據(jù)建立的模型高，但作為財務(wù)數(shù)據(jù)的補(bǔ)充，依然有其積極的作用。

5主要結(jié)論

本文通過運(yùn)用Logistic模型，以2010年為基點(diǎn)，對所挑選的100家ST公司及100家非ST公司1-3年前的數(shù)據(jù)進(jìn)行建模與分析，并分別用38家ST與非ST公司進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，運(yùn)用非財務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行的Logistic建模正確率達(dá)到70%以上，可以作為基于財務(wù)數(shù)據(jù)的財務(wù)危機(jī)預(yù)警分析的適當(dāng)補(bǔ)充。同時，在非財務(wù)數(shù)據(jù)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(guān)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(yīng)的錯報風(fēng)險大小與被特別處理呈正相關(guān)。說明在中國，股權(quán)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(jī)構(gòu)對公司的投資可較好的反應(yīng)公司的經(jīng)營狀況；雖然一些事務(wù)所的獨(dú)立性受到不少詬病，但審計意見依然能較好的反應(yīng)公司的實(shí)際情況。

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