与世无争的诗句

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与世无争的诗句范文第1篇

关键词污染红利；污染集聚；成本效应；替代效应

中图分类号 F323.9 文献标识码 A 文章编号 1002-2014(2011)-02-0006-05

面对环境污染的日益严重，经济学界试图从各个不同的角度对之进行解释。一是“污染天堂假说” ［1］,该理论认为，在自由贸易的条件下，发达国家将污染产业转移到了发展中国家，而自己则从发展中国家进口污染密集型产品。但实证研究得出的结论却不一致,部分实证成果支持“污染天堂假说”，部分实证成果则不支持该假说。二是“环境库兹涅茨假说” ［2］，该理论认为，经济发展与环境污染的关系为一倒U型曲线，在经济发展初期，环境污染会随着经济发展而加重；在经济发展进入发达阶段后，环境污染会随着经济的发展而减轻。但学界的实证结果同样得出了不一致的结论，部分实证研究支持“环境库兹涅茨假说”，而部分实证结果则不支持这一假说。为了进一步对环境污染提出较为精准的解释， Tahvonen & Kuuluvainen ［3］，Lopez ［4］等人提出了“环境生产要素理论”。该理论认为：环境实际上是一种生产要素，环境污染是由于环境这种生产要素被过度使用造成的；因此，必须建立完善的产权保护机制、市场交易机制和严厉的环境标准，才能阻止环境的不断恶化，维持最优的环境质量水平。然而，“环境生产要素理论”对于污染红利(环境生产要素比较优势)导致污染集聚的内在机理研究得还不够，相应的理论框架与实证分析都有待进一步完善。有鉴于此，本文作者构建了一个描述污染红利与污染集聚关系的分析框架，认为在一个污染要素低廉的国家，污染红利会造成污染的集聚。利用内蒙古1988-2007年的数据对这一理论进行了初步验证，结果支持了该理论的正确性。

1 污染红利导致污染集聚的机理分析

1.1 污染要素的成本效应与替代效应

污染作为企业的一种生产要素，它具备了和劳动力、资本等其它生产要素一样的经济属性，成本效应与替代效应就是其基本经济属性之一。

所谓要素的替代效应是指在保持要素总数量不变的条件下与某要素价格变化相联系的要素使用数量方面的变化。污染替代效应的主要含义是指由于污染要素价格的相对低廉，企业为了减少成本，就会尽可能地多用污染要素而少用其他价格相对昂贵的要素，这样就造成了污染要素对其他要素的替代。替代效应记录了污染因要素价格变化而导致的要素使用方面的变化。我们假设污染要素价格相对劳动力要素来说是低廉的，污染要素和劳动力要素就存在一种替代关系，当污染要素价格低廉时，企业就会多用污染要素而少用劳动力要素，反之则反是。污染和劳动力的替代可以通过一条条无差异曲线反映出来，而无差异曲线的一次次移动就反映了一种要素价格变化而使该要素使用发生变化的情况。在下面的图中，通过画一条平行于预算线RT（表明污染更低的相对价格）的新预算线就可以得到替代效应，这条新预算线恰好与原先的无差异曲线U1相切，替代效应为图中的线段EF1。

图1 污染要素的替代效应和成本效应

Fig.1 The alternative effectiveness and cost

effectiveness of pollution element

所谓成本效应是在要素价格保持不变的条件下企业资金势力增强所造成的要素购买数量的变化。由于污染红利，企业得到了总成本相对低廉的实惠，他们能够以较少的成本购买相同甚至更多数量的生产要素。在图中，当企业的名义资金实力恢复时，成本效应便出现了。企业没有选择在D点购买所需要的污染要素和劳动力，而是选择了无差异曲线U2上的B点，从OE到OF2的增量就是污染要素成本效应的大小。

张乐才：污染红利与污染集聚的机理与实证中国人口•资源与环境 2011年 第2期从上述分析可知，污染替代效应是指在总成本不变的条件下，用污染要素来替代其他生产要素，而污染成本效应是在污染和其他要素的比例不变的条件下，增加对污染要素的使用，不言而喻，其他要素的使用也增加了，而前者却表明，其他要素的使用减少了。因此，污染替代效应和污染成本效应的区别主要体现在三个方面。第一，条件不同，替代效应的条件是假定污染的总成本不变，而成本效应的条件是假定污染要素与其他要素的比例不变；第二，运行机制不同，污染的替代效应是企业在总成本不变的条件下，增加污染要素的使用，而成本效应是企业在污染要素与其他要素比例不变的条件下增加污染要素与其他要素的使用；第三，对污染以外的其他生产要素的影响不同，当污染价格相对低廉时，污染的替代效应会使企业对其他生产要素的使用减少，而污染的成本效应会使企业对其他要素的使用增加。

1.2 污染红利会导致污染集聚

首先，替代效应会导致污染密集型产业成为主导产业。污染要素价格越低廉，则污染要素对其他生产要素的替代就越强，企业不愿花成本去购买劳动、资本、技术等其他生产要素，使污染密集型产业成为主导产业，污染密集型产业一旦成为主导产业，其反过来又会强化对污染要素的使用，因而形成了一种循环累积因果效应，使污染要素被过度使用。在发展中国家，由于低水平的劳动力资源比较丰富，污染要素的替代显然主要是对资本、技术、信息、管理、高水平劳动力等生产要素进行替代，而资本、技术、信息、管理、高水平劳动力等要素的增强是污染密集型产业得以实现转型升级的重要工具与载体，这些要素如被替代将导致污染密集型产业转型升级的阻力加大，进一步固化了污染要素使用的强度，使污染问题变得日益严重。

其次，污染要素的成本效应会导致污染集聚。在一个污染要素低廉的国家，企业的资金实力会增强，因而会扩大生产，这会带来两种形式的污染集聚。对单个污染企业而言，如果污染价格低廉，则企业会扩大生产，这种因单个企业扩大生产所带来的污染我们称之为污染的企业集聚；另一方面，由于污染要素低廉而导致污染密集型产业利润丰厚，会吸引大量潜在企业进入污染密集型产业，从而使大量污染密集型企业集聚到某个地区，使该地区的污染十分严重，形成污染的地区集聚。在部分发展中国家，由于经济欠发达，劳动力岗位供需严重失衡、居民生活水平低，这时政府会尽力扩大对企业的招商引资力度。由于发展中国家污染要素相对低廉，污染密集型产业利润丰厚，于是大量污染密集型企业就招进来了，而部分企业也会从原来的非污染密集型产业进入到污染密集型产业从事生产，从而带来了污染的地区集聚。事实表明，污染的地区集聚比污染的企业积聚带来的破坏力要大得多，并且能使环境破坏在短时间内迅速爆发，我国在改革开放的短短三十年对环境的破坏就达到了发达国家几百年才达到的程度就在于此。

再次，污染的替代效应和成本效应作为污染总效应的分支，两者的效应力矩为同一个方向，他们的作用是累加的，不会互相抵消。就污染的替代效应视角进行分析，当污染要素价格低廉时，企业倾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，环境破坏日益严重。就污染的成本效应视角进行观察，当污染要素的价格较低时，企业资金实力增强，企业就会扩大污染密集产品的生产，也会增加对污染要素的使用，使得环境的破坏加剧。由此可以看出，低廉的污染要素对污染集聚具有累加作用，一方面，污染的替代效应使企业更多使用污染要素而少使用其他要素，另一方面，污染的成本效应使企业由于资金实力增强而扩大生产，从另一个方面使污染要素的使用增加。

2 基于内蒙古的实证研究

2.1 变量选取与回归模型设定

2.1.1 变量选取

本文选择以内蒙古为样本对前面的分析进行实证检验随着改革开放的不断深入，内蒙古经济得到了前所未有的快速发展。2008年，全区生产总值7761.8亿元，按可比价格计算，比2007年增长17.2%，是2000年的5.54倍。然而，在经济取得巨大成绩的同时，内蒙古的废气排放也大幅上升。2000年全区SO2排放量与工业烟尘的排放量分别为50.63万t、30.33万t，到2007年，全区SO2排放量与工业烟尘排放量则达到了145.58万t、66.41万t，分别增长了2.89倍、2.19倍。，用内蒙古废气排放总量表征污染集聚程度，在计量过程中将它作为被解释变量。关于污染红利指标的选取，本文用内蒙古工业经济指标进行替代，这是基于内蒙古工业产业主要为污染密集型产业的缘故，而污染密集型产业的形成则在于利用了污染红利的结果。之所以认为内蒙古工业产业主要是污染密集型产业，缘于下述分析结论。首先，根据污染密集型产业划分标准，污染密集型产业可分为重污染密集产业、中度污染密集产业和轻污染密集产业。重污染密集产业包括：电力、煤气及水的生产供应业、采掘业、造纸及纸品业、水泥制造业、非金属矿物制造业、黑金属冶炼及压延工业、化工原料及化学品制造业。中度污染密集产业包括：有色金属冶炼及压延工业、化学纤维制造业。轻污染密集产业包括：食品、烟草及饮料制造业、医药制造业、石油加工及炼焦业、纺织业、皮革、毛皮、羽绒及制品业、橡胶制品业、金属制品业、印刷业记录媒介的复制、机械、电器、电子设备制造业、塑料制品业等 ［5］。其次，《2008年内蒙古经济和社会发展统计公报》表明，目前内蒙古的主导产业为能源、冶金、化工、装备制造、农畜产品加工业和高新技术等六大优势特色产业，根据上述污染密集型产业划分标准分析，可以发现内蒙古主导产业主要是污染密集型产业；与此同时，根据薛卉、郝晓燕［6］的研究也说明，内蒙绝大多数优势产业为污染密集型产业。为了使污染红利的表征更加全面，本文采用内蒙古工业规模效应、工业科技效应、工业结构效应与工业劳动力效应对之进行替代。文章数据由《内蒙古统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》及内蒙古发改委、统计厅、科技厅、环保厅等相关部门的资料整理并计算而得。

表1 各计量指标名称、单位及表示符号

Tab.1 The name,units and symbols of all

measurement indicators

计量指标

Measurement indicators单位

Units本文采用记号

Marks in article废气排放总量万tGAS工业规模效应万元INGDP工业结构效应万元/人str工业科技效应万元tech工业劳动力效应万人popu2.1.2 回归模型设定

为了分别衡量工业生产总值、工业科技投入、工业结构变化与工业劳动力投入对内蒙古废气污染的不同影响，我们采用分步引入变量的方法进行分析，实际计量模型为：

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

2.2 模型的总体估计结果

从总体分析，各方程回归结果良好，符合我们的理论预期。方程（1）首先用代表规模效应的解释变量工业生产总值(lnINGDP)进行回归分析，回归系数为正，T统计量和P值均显示出回归结果显著。方程（1）表明，内蒙古工业经济规模每扩大1%，废气污染增加0.44%。方程（2）在lnINGDP的基础上加入lnpopu变量进行回归分析，此时lnINGDP和lnpopu的T统计量均不显著，其P值分别为0.011 8和0.457 7，于是剔除lnpopu后加入其它变量继续进行回归检验。方程（3）在lnINGDP基础上加入lnstr进行回归分析，规模效应系数依然为正，此时，结构效应系数为负。方程（3）表明，工业资本劳动比每上升1%，废气污染下降1.23%。方程（4）开始引入工业科技投入指标lntech，回归结果表明，科技投入的系数为正，P值为0.046，回归结果比较显著。方程（4）说明，内蒙古工业科技投入每上升一个单位，废气污染水平上升0.35%；规模每增加1%，废气污染增加2.42%；资本劳动比(即结构变化)每增加1%，废气污染下降2.70%。由于方程（4）的各回归系数均显著，故我们以该方程作为本文的最终回归结果(见表2)。

2.3 回归结果分析

从表2可以看出，表征内蒙古污染红利生产方式的工业规模效应、工业结构效应、工业科技效应对废气污染集聚有较大的影响。

lnINGDP对废气污染的影响为正，表示工业规模效应促进了废气排放的增加。方程（4）表明，工业总产值每提高1%，废气排放就增加3.42%。在污染系数和产品组成不变的情况下，扩张经济活动会导致废气污染的增加，这时的经济增长是不利于内蒙古环境保护的。原因就在于这时的内蒙古工业经济规模快速扩张的基础在于利用了污染红利，政府相应的废气管制和政策执行能力还落后于经济的发展。当然，随着经济的进一步增长，居民对环境质量的要求也随之提高，他们有较高的意愿购买严格环境标准下生产的产品，这就会刺激厂商降低单位产出的污染密度，同时政府也会制定较严厉的环境标准和税收标准来满足消费需求。因此，从2007年开始，内蒙古的废气排放总量在逐步下降。故从长远角度分析，工业经济发展规模扩大对环境保护是有利的。从内蒙古工业经济规模与废气污染的回归关系可以看出，内蒙古在1988年至2007年的发展时期仍然处于较低的收入水平阶段，如果用污染库兹涅茨曲线来分析，就是工业经济发展水平在库兹涅茨曲线的左侧，还没有越过曲线的转折点，这意味着内蒙古在该阶段废气污染程度将会随着经济发展水平的提高而加剧；当工业经济发展水平越过了污染库兹涅茨曲线的转折点到了该曲线的右侧时，随着工业经济的继续发展，污染排放会随之降低。

lnstr对lngas的回归符号为负，表示工业结构效应有利于减少废气排放，说明工业结构调整有利于抑制把污染

表2 以废气总量为被解释变量的OLS回归

Tab.2 The OLS regression of total emissions as

explanatory variables

变量

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统计量)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统计量)6.867 7892.863 5183.094 0873.567 631(P值)0.000 00.011 80.007 40.003 1lnpopu3.179 215(T统计量)0.762 359(P值)0.457 7lnstr-1.234 856-2.697 475(T统计量)-2.417 926-3.005 493(P值)0.028 80.009 4lntech0.347 240(T统计量)1.993 817(P值)0.046 0AR(1)0.411 5040.392 8860.419 6340.268 694(T统计量)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当作红利使用的生产方式。资本劳动比反映一国或一个地区的要素禀赋状况，如果某一地区的资本劳动比较高，则意味着该地区是以资本密集型产业为主、产品技术含量较高；反之，如果资本劳动比较低，则意味着该地区以劳动力密集型产业为主，产品技术含量较低。结构效应表现为不同的发展阶段对环境影响的方式不一样。当劳动力与资源密集型产业占主导地位时，经济发展对环境造成污染的主要方式是破坏自然资源；当重工业、石化工业占主导地位时，经济发展对环境造成污染的主要方式则是废气、废水、固体废物排放的大量增加；只有当高新技术产业与服务业占主导地位时，经济发展对环境保护才是有利的。在方程（4）的回归结果中，工业资本劳动比与污染排放量之间成负相关，当工业资本劳动比每提高1%时，污染废气水平下降约2.70%，即随着工业资本劳动比的不断增加，污染废气呈现减少的趋势，这表明内蒙古工业产业结构的提升对控制其废气污染水平具有积极意义。

lntech对lngas的回归符号为正，说明内蒙古工业经济发展所产生的科技效应强化了把污染当作红利使用的生产方式，也就是工业科技投入的增加反而带来了废气排放的增加。根据汤铸对我国技术投入与环境污染的研究，他发现技术投入对环境污染的影响是负的，为此，汤铸解释的原因是：随着贸易自由化进程加快、经济持续发展、人均收入提高，人们有可能增加对环保技术的研发投入，购买更有利于环保的中间设备［7］。所以，他认为，代表科技效应的科研经费投入能够改善我国的环境质量。但笔者的研究却和汤铸研究得出的结论是相反的，原因在于两个方面，首先是数据选择上的差异，汤铸有关科技投入的数据选择来源于我国历年环保课题的科研经费，本文所选择的科技投入指标是内蒙古历年的工业科技投入；另一方面，所研究的地理范围不同，汤铸的研究目标地是我国整个国家，而笔者所研究的目标地是内蒙古。同时，就笔者研究的内蒙古来说，由于本文是以工业科技投入为被选变量，目的在于用该指标表征污染红利这种生产方式。而工业科技投入究竟有多大支出是为环境保护与环境治理而支出的还不得而知，由于内蒙古的工业产业主要是污染密集型产业，内蒙古的科技投入有很大一部分用在污染密集型产业上，增强了这些污染密集型产业的竞争力，强化了把污染当作红利的生产方式。于是，随着科技投入的增加，内蒙古的废气污染反而加重了，从而证明了污染红利导致污染集聚的内在机制是存在的。

3 结 论

本文从污染要素的成本效应与替代效应入手，对污染红利导致污染集聚的机理进行了分析。研究表明：①污染替代效应会导致污染要素被过度使用，使污染密集型产业成为主导产业；②污染成本效应一方面会使单个企业的排污加大，另一方面会增加污染密集型企业的数量；③污染的替代效应和成本效应作为污染总效应的分支，两者的效应力矩为同一个方向，他们的作用是累加的，不会互相抵消。利用内蒙古1988年至2007年数据对这一机理进行了初步验证，结果支持了前述理论。①工业规模效应说明污染红利带来了污染集聚；②工业结构效应说明工业结构调整有利于抑制把污染当作红利使用的生产方式；③工业科技效应说明对污染密集型产业进行科技投入会强化把污染当作红利使用的生产方式。

污染红利作为我国经济发展初期的一种比较优势，具有历史性。目前，我国政府已开始采取各种措施加强对环境污染的规制，污染作为一种红利已不复存在。然而，污染红利的影响还会在相当长的时间内对我国环境产生负面影响，这可以从内蒙古的实证结果得以证实。因此，我国彻底治理环境污染是一项长期的任务，我们在加大产业结构调整的过程中，尤应加大对污染密集型产业的抑制。

参考文献（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.中国经济增长可持续性与劳动贡献［J］.经济研究，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］赵细康. 环境保护与产业国际竞争力［M］.北京:中国社会科学出版社,2003. ［Zhao Xikang. Environmental Protection and International Competitiveness of Industry ［M］.Beijing: China Social Science Press, 2003.］

［7］薛卉,郝晓燕.内蒙古工业主导产业的选择及评价研究［J］. 内蒙古科技与经济, 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］汤铸. 贸易自由化对我国环境污染影响的实证分析［D］.长沙:湖南大学，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中国人口•资源与环境2011年第21卷第2期CHINA POPULATION， RESOURCES AND ENVIRONMENT Vol.21No.22011

收稿日期：2010-07-14

与世无争的诗句范文第2篇

从徐州的情况看。目前暴露出来的问题及解决思路，可以归纳为以下五个方面――

[编者按]在全国数字电视整体转换工作已进中盘的情况下，还来讨论“如何进行整体转换”，似乎有点不合时宜。但对于有线来说，从最初单纯的模拟转数字，到现在从模拟直接进入数字双向和多业务时代，其规则与推进方式似乎也应该与时俱进地发生点变化。整转如何与双向齐飞、广播如何与互动一色?希望来自徐州的实践及观点能引发业内新的思考。欢迎大家就此话题展开讨论，来稿

请发：.cn。

从速度到质量：整转目标的重新界定

从2003年全国整转试点开始，各地追求的目标大多是整转率及整转速度，如南京就曾创造了4个多月完成近80万用户的“南京速度”。这种价值取向，在从模拟向数字的过渡初期是无可厚非的，亦取得了明显成效。但当有线数字电视朝着高清、互动方向大步前进时，尤其国家广电总局已明确政策文件(《关于加快广播电视有线网络发展的若干意见》、《广电总局关于促进高清电视发展的通知》――编者注)，要求将数字化与双向化、互动化和高清化有机结合时，整体转换工作的目标也应随之发生改变!

笔者认为，整转目标应该是一项综合指标，即包含整转率、转换时间，更应通过互动率、业务普及率、现场现金收入等指标体现出运营商向全业务转型的新特色。

互动率，即选择互动型机顶盒的用户与已实现整转总用户的比率。互动电视作为有线全新的增值业务，高互动率的实现将可为运营商带来更多的利润。截至2009年6月，江苏省数字电视用户已达503.12万，而互动电视用户仅为30.23万，这种状况使江苏省网的收入大打折扣，而整体转换现场则是提高互动率的最佳时机。

业务普及率，即各项新业务如付费电视优惠套餐、互联网接入等订购用户与已整转总用户的比率。现场现金收入则是一个对上述业务进行综合考量的指标，其涵盖了互动业务点播费、基本收视维护费、机顶盒销售以及付费电视定制费等众多环节，可最大程度地体现出整体转换工作的绩效。

实践证明，用综合指标衡量整体转换，将为运营商整转工作的思路和方式提供新的方向。

从坐商到行商：酒好也要勤吆喝

徐州市区的有线整转起步较晚，且前期没有进行大规模宣传。在整转过程中，也仅在电视上通过字幕广告及在小区张贴公告的方式进行了告知，业务推广则完全依靠现场人员的推介及宣传单页。

从实际效果看，这种整转模式的效果非常不理想。首先，不进行深入有效的宣传，就难以将国家推进有线电视数字化的方针政策传达到相关职能部门，而缺乏政府各级部门的支持与协助，则难以使广大市民了解整转工作的必要性及紧迫性，更难得到他们的理解与配合，极大地增加了整转工作的难度；其次，对于广大市民来说，数字电视的众多业务都是非常陌生的新业务，如付费电视、互动电视、宽带上网、电视银行等，不进行前期的宣传引导，仅凭现场的劝说和推荐，很难激发老百姓的消费欲望，推广效果自然不乐观。

从公共关系学的角度，对于自己要购买的产品及服务，公众有知情权，更何况运营商还要通过用户消费获益。因此，在全新的市场环境下，有线应彻底摒弃传统的“好酒不怕巷子深”的观念，树立“酒好也应勤吆喝”的信息化时代新理念。

在徐州4个月现场整转的过程中，我们发现，一些问题虽然只是细节问题，但对整转工作影响很大，必须应加以改进和完善。

首先是业务受理环节。在徐州，机顶盒的现场发放工作基本由相关厂家负责，发放人员为临时招聘。由于接受正规培训的时间短，因此不但人员之间业务办理能力的差别较大，而且办理速度也难以适应现场的要求，特别是在用户规模较大的小区，这种矛盾尤为突出，非常容易引发用户不满。

其次，在机顶盒安装调试过程中，临时招聘的安装人员不但技术水平参差不齐，而目少数人员态度消极、敷衍了事，不能耐心为客户服务的现象比较突出，严重影响了广电企业的形象。

另外，随着整转用户的不断增加，安装调试人员难以满足现场和售后服务的需求，引发用户投诉不断，成为影响整体转换的短板。同时，由于事先通知事项的不完善，用户反复往返现场的现象时有发生，也容易引发用户不满。

综合而论，上述种种其实折射出心态和观念的问题，即有线运营商是不是真的具备“乙方心态”，是不是真的从行动上体现出对甲方(用户)的客户关怀。

从广电到三网融合：业务推广诉前瞻性

2009年7月14日，江苏省通信管理局向江苏省广电网络公司颁发了互联网信息服务业务(ICP)和接人服务业务(ISP)经营许可证，这标志着“三网融合”在江苏迈出了实质性步伐，即江苏省网平台已经可以提供语音、数据、图像为内容的多媒体综合信息服务。

作为普及率最高的信息接收终端，电视的地位显然难以替代。随着有线电视网络公司成为全业务提供商，电视作为家庭多媒体信息终端的优势也开始逐步显现，而下一代广播网(NGB)的推出及发展，将会极大地提高有线电视网络运营商的竞争力，从而在三网融合时代占有一席之地。鉴于这一原因，现阶段的整体转换工作就应在此背景下重点向用户推荐宽带上网及互动电视业务，积极介绍有线业务的发展前景，使数字电视用户能从长远角度选择适合自己的业务。

有线电视数字平台的搭建，是有线网络运营商开展多种业务的前提和基础。由于各项业务相对独立，造成系统的计费系统异常复杂，再加上各项优惠政策，使得用户很难在短时间了解及接受各种业务及服务。导致业务推广难度加大。

与世无争的诗句范文第3篇

关键词 重庆；中等职业教育；高等职业教育；差距；主成分分析；中高职衔接

中图分类号 G719.21 文献标识码 A 文章编号 1008—3219（2012）22—0054—04

根据《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010—2020年）》的要求，应“统筹中等职业教育与高等职业教育发展”，构建体现“中等和高等职业教育协调发展”的现代职业教育体系。《教育部关于推进高等职业教育改革创新引领职业教育科学发展的若干意见》（教职成[2011]12号）也进一步指出，高职教育应发挥引领作用，全面推进中高职衔接贯通、协调发展。

然而，人们在极力关注中高职衔接问题时，对中高职教育间现存的差距并没有足够重视。本文以重庆市为例，以统计分析为依据，旨在说明重庆“十一五”期间中高职教育发展的动态差距，并提出相应对策。

一、重庆中高职教育差距的统计分析

“十一五”期间，重庆中高职教育持续发展，取得显著成绩，具体表现在办学规模逐年扩大、职教体系日臻完善、基础能力显著增强、经费投入大幅增加、学生资助全国率先、改革创新成果丰硕、服务能力明显提高等九个方面[1]。但从中高职动态数据的比较来看，两者仍存在明显差距。

首先，就办学规模而言，如表1所示，通过计算高职和中职“校均招生数之差”、“校均在校生数之差”以及“校均毕业生数之差”，在“进口”、“存量”以及“出口”方面，高职显著优于中职。特别是2007年，各指标均达到峰值，分别为2017人、5161人和1456人，这一局面2008年之后才有所改观。然而，从指标的环比下降比例来看，除2007年，“校均招生数之差”、“校均在校生数之差”和“校均毕业生数之差”均有明显下降趋势，其中前两个指标在2009年幅度达到最大，为14.72%和14.53%，第三个指标在2008年达到最大，为9.44%。中高职办学规模存在较大的绝对差距，但相对差距却是逐渐缩小的，并伴随一定的收敛态势。

数据来源：根据《2012年重庆市教育事业统计分析资料》整理得出，差值计算方法为“高职数—中职数”，环比计算方法为“当年指标/上年指标—1”。

数据来源：根据《2012年重庆市教育事业统计分析资料》整理得出，差值计算方法为“高职数—中职数”，环比计算方法为“当年指标/上年指标—1”。

其次，从硬件建设来看，如表2所示，中高职学校在“生均占地面积”、“生均校舍面积”和“生均教学仪器值”三个指标上的差距也较为明显，且呈逐年加大趋势。其中，“生均占地面积”之差2009年达到最大，为53.60平方米；而“生均校舍面积”和“生均教学仪器值”的差距在2010年达到最大，分别为19.05平方米和3145.84元。从环比下降幅度来看，2007～2010年的4年中，上述三个指标12个数据仅有2个为正，即差距减少，其他均为负，即差距增大。特别是“生均校舍面积”的绝对差距大幅增加，相对差距亦是有升无降（除2010年）。可见，中高职学校在硬件条件建设方面，尽管自身有很大改善，但两者间的差距却在逐步拉开，这对于中高职衔接发展、贯通培养势必形成阻力。

最后，在软件建设方面，如表3所示，以反映师资规模和质量的“教师负担学生数”和“‘双师型’教师负担学生数”作为衡量指标，进行中高职差距比较。从表3中可以看出，“教师负担学生数”高职比中职要少，且这种趋势在逐年加强；到2010年，每个中职教师负担学生数比高职教师要多7.42个，是2006年的2.6倍，但环比下降比例却有较大改善，2010年已扭负为正，说明中职学校正在不断努力缩小差距。与此同时，“‘双师型’教师负担学生数之差”呈逐年减小趋势，环比下降比例也在不断向好，表明在“双师型”教师队伍建设方面，中高职间的差距有了明显缓解，软条件不断优化。

二、重庆中高职教育差距的主成分分析

由上述统计分析可知，重庆市中高职教育存在较大的绝对差距，但在办学规模、软件建设方面的相对差距却有一定的收敛态势。为了更好地反映“十一五”期间各年的差距变化，采用主成分分析法进行绩效打分，进而纵向比较。主成分分析是一种利用降维的思想，在损失很少信息的前提下把多个指标转化为几个综合指标的多元统计方法，它可以对多个指标和变量进行分析，且能克服不同量纲数据带来的影响[2]。

（一）标准化处理和相关系数矩阵计算

首先用SPSS19.0对原始数据进行标准化处理，然后计算相关系数矩阵，见表4。除X3（校均毕业生数之差）与X4、X6、X7之间相关系数① 偏低外，其他变量间相关关系均较高，这主要与职业教育毕业生需要顶岗实习有关。反映中高职办学规模差距的指标X1、X2、X3与硬件建设差距X4、X5、X6，以及软件建设差距X8之间存在反向的相关关系，即办学规模差距越大，硬件建设、软件建设差距越小，说明高职院校在“求大”的同时，并没有照顾到“求强”，而中职学校却能在规模小的情况下“做精”。值得注意的是，反映软件建设差距的指标X7（教师负担学生数之差）、X8（“双师型”教师负担学生数之差），与其他变量的相关关系很强，但变动方向却不一致。具体来看，X7与中高职办学规模差距为正相关，与硬件建设差距是负相关；X8则相反。说明“双师型”教师的重要性，它的改善可以有效缩小中高职教育间的差距。

与世无争的诗句范文第4篇

关键词：无效；版权标识；公开时间；专利

中图分类号： D923.42 文献标识码： A 文章编号： 1673-1069（2017）05-105-2

0 引言

在无效宣告请求程序中，最重要的是作为现有技术引入的证据。通常无效请求人都优先在各国专利数据库中进行检索，试图找到能够否定作为无效对象的专利的新颖性或创造性的专利文献。这是因为各国的专利文献作为证据，其真实性、合法性通常不会受到质疑，其公开时间也能够直接明了地确定，能够简化无效宣告请求程序。

但是，在某些情况下，与无效对象的技术方案对比，最佳的证据是某个展销会的宣传资料或产品目录、随产品一起交付给购买者的使用说明书，或者从产品网站上下载的数据手册（data sheet）等。在这种情况下，如何证明这些证据的公开时间成为一个难题。

笔者对多份宣传资料、产品目录、使用说明书及数据手册等进行研究后发现，为了主张自己的著作权，在这些资料上记载有版权标识“[C] ”，在该版权标识之后记载有例如“2007”这样的年份。

《世界版权公约》第3条第1款规定“只要经作者或版权所有者授权出版的作品的所有名册，自首次出版之日起，标有？的符号，并注明版权所有者之姓名、首次出版年份等，其标注的方式和位置应使人注意到版权的要求”；第6条规定“本公约所用“出版”一词，系指以有形形式复制，并向公众发行的能够阅读或可看到的作品复制品”。那么，是不是可以根据《世界版权公约》的上述规定，直接将版权标识[C] 之后记载的年份认定为具有版权标识的无效证据的公开时间呢？

1 案例分析

案例1：

在ZL201010526581.4相关的第24795号无效审查决定中，无效请求人提交了C据12-1，其为国家图书馆科技查新中心复制的IEEE科技文献，具有版权标识“[C] 1997”，据此无效请求人主张该证据的公开日期为1997年最后一日。专利权人在无效过程中对于证据12-1的真实性及公开日期都没有质疑。复审委员会认定证据12-1是专利法意义上的公开出版物，根据《世界版权公约》的规定推定其公开日期为1997年12月31日。

案例2：

在ZL200510117472.6相关的无效宣告请求中，无效请求人提交了附件1：标注有2004 ARMORTEC 版权所有的、ARMORTEC 混凝土制品（林肯）1980有限公司的ARMORFLEX产品宣传册打印件及中文译文。口头审理当庭，无效请求人演示了从公众网站上成功下载此附件1。另外，无效请求人提交了附件2：《环境景观与水土保持工程手册》，附件2中记载有附件1所公开的型号的产品。专利权人在口头审理过程中表示认可该网站。另一方面，专利权人主张附件1属于域外证据，应经过公证认证，否则不能确认其真实性；并且附件1是从网页上下载的，不清楚网页的公开时间，虽然附件1上有2004年版权标识，但也无法确定其在2004年必然处于公开状态。

在20461号无效审查决定中，复审委员会认定：口头审理当庭无效请求人从网站下载到附件1，可见附件1是可以通过国内网络下载获得的，因而不属于需要公证认证的域外证据。其次，附件1具有“[C] 2004 ARMORTEC ALL Rights Reserved”字样的版权标识，且附件1所属国家为《世界版权公约》的成员国，因此附件1是面向公众以供阅读和观赏的，属于我国专利法意义上的公开出版物，虽然其获得的途径是由网络下载的，但并不能否认其公开出版物的性质。再有，附件2公开的ARMORFLEX产品是与附件1同一商标所有人的同系列产品，而附件2已于2001年出版，也就是说，ARMORFLEX产品于2001年已处于公开推广的状态，这进一步佐证在“2004年之前ARMORFLEX产品已经存在”的事实。因而，在附件1和附件2能相互佐证的情况下，认可附件1的真实性、公开性。

另外，根据《世界版权公约》第3条的规定确定其公开时间为2004年，根据《审查指南》的相关规定，推定附件1的公开日期为2004年12月31日。

案例3：

在ZL98249247.2相关的无效请求中，无效请求人提交了证据10及证据12，证据10及12分别为1998年和1996年HEALTHY机械有限公司印制的产品目录，且上述两份证据最后一页下方分别标注了“HEALTHY[R] [C] 1998.2.15/3000、HEALTHY[R] [C] 1996.10.15/3000”的字样。

在3721号无效决定中，复审委员会以《世界版权公约》第3条及第6条为根据，认定中证据10、12是面向公众以供阅读和观赏的，属于专利法意义上的公开出版物，其出版时间分别是1998年2月15日、1996年10月15日。

案例4：

在ZL200620046580.9相关的无效程序中，无效请求人提交了如下证据：

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

附件3：Microchip PIC18F2331/2431/4331/4431数据手册

附件6-10：销售发票

附件17：附件2的数据手册的发票的公证认证文本及译文

附件18-19：产品PIC18F4431-I/PT的销售发票的公证文本及译文

请求人主张附件17的公证认证证明了附件2的真实性，附件2中记载了“2003 Microchip Technology Inc.”，因此，附件2的公开时间应为2003年最后一日。另外， 附件8-10及附件17-19的销售发票证明了附件2随销售发票对应的产品的销售而公开。

在第13845号无效决定中复审委员会认定，由于请求人提交的外文证据附件2与其相对应的中文译文附件3的内容多处不一致，例如，附件2中的下脚标为“2003 Microchip Technology Inc.”，而附件3中的角标为“2005 Microchip Technology Inc.”，因此，请求人提交的附件2与附件3是两份不同的文件，附件3无法证明附件2的公开时间。附件17是证人证言，该证人与该无效宣告程序存在利害关系且未出庭作证，因此附件17与附件2的关联性无法得到证明。

对于已有版权标识的印刷品为证据的，只有确认其属于正式公布的公开出版物，且其真实性可以被确定，无相反证据的前提下，才能推定其版权标识后所示的日期为公开日。对于附件2而言，首先，附件2中的版权标识是著作权的权利声明，附件2中没有其他内容记载有该印刷品的出版发行信息（例如ISBN、ISSN编号等相关信息），附件2本身不具有构成公开出版物的任何形式要件，无法得出附件2为正式公布的公开出版物的结论；其次，请求人提交的相互矛盾的两个版权标识后的日期已经互为反证，因而无法得出版权标识后的日期为公开日期的结论，更无法得出附件2的公开时间。

关于使用公开，销售发票与附件2之间的关联性无法得到证明，因而不能形成完整的证据链证明销售发票日期即为附件2的公开日期。

案例5：

在ZL200720169204.3相关的无效程序中，无效请求人提交了如下证据：

证据1：美国路特瑞公司于2003年享有版权的VSS7型举升机的安装说明书、美国公证认证文件及其中文译文

证据2：美国parking today杂志网络版刊出的路特瑞公司的VSS7型举升机的广告

证据3：美国rotary路特瑞公司在网络上的对于VSS7型产品的性能说明资料

证据4：由北京市长安公证处出具的（2012）京长安内民证字第6818号公证书的复印件，该公证书包含parking today网站上刊出的杂志电子版及rotary公司W站上记载的有关宣传材料无效请求人主张由于证据1中记载了“[C] October 2003”，证据3中记载了“[C] 2005”，因此证据1及证据3的公开日分别推定为2003年及2005年最后一日。

在20179号无效决定中，复审委员会认可证据1-3的真实性及合法性。另一方面，对于证据1及3中的版权标识，复审委员会认定作为版权标志，其仅表示该作品在何时完成、其著作权或版权归何人所有，但在该作品完成后，其是否通过公开发表或出版使其处于公众通过正当渠道可以了解或获得其内容的状态以及何时处于公开状态则需要进一步的证据予以证明。另外，与证据1的产品安装手册相类似的出版物，通常并不是以单独出版发行的方式为公众所知，而是随所销售的产品一同被消费者或公众所知晓。请求人虽然提出证据2可以作为佐证证据1属于公开出版物的主张，但由于证据2本身的公开时间尚且不能确定，故证据2并不能证明证据1属于公开出版物，也不能证明证据3所记载的内容在本专利申请日之前已经公开。

在（2013）一中知行初字第2702号判决书认定“？”是国际通行的版权标注方式，表明权利人拥有版权的起始时间，不能据此判断该证据内容的公开时间。

2 结语

通过对上述案例的梳理可以看出，在选择无效宣告程序中的证据时，不能简单机械地将具有版权标识的证据中版权标识后记载的年份的最后一日推定为该证据的公开时间。

无效请求人在无效宣告程序中引入具有版权标识的证据的目的是将该证据中所公开的技术内容作为现有技术来否定无效对象的新颖性或创造性。

在《审查指南》中对于现有技术的公开方式规定如下：“现有技术是指申请日以前在国内外为公众所知的技术”，“现有技术应当在申请日以前处于能够为公众获得的状态，并包含有能够使公众从中得知实质性技术知识的内容”。现有技术的公开方式包括出版物公开、使用公开和以其他方式公开。

关于出版物公开，《审查指南》规定“专利法意义上的出版物是指记载有技术或设计内容的独立存在的传播载体，并且应当表明或者有其他证据证明其公开发表或出版的时间。”“符合上述含义的出版物可以是各种印刷的、打字的纸件，例如……技术手册、样本、产品目录等，……”“出版物的出版发行量多少、是否有人阅读过、申请人是否知道是无关紧要的。”

在上述案例中，案例1中的IEEE期刊、案例2的宣传手册以及案例3中的产品目录属于《审查指南》中明确列举了的出版物形式，因此，在无效程序中复审委员会认定其为专利法意义上的公开出版物，而将版权标识后的年份推定为公开时间。

但是，如案例4的数据手册、案例5的安装说明书这样的具有版权标识的证据并不是《审查指南》中列举的出版物形式的情况下，复审委员会倾向于认定，“对于以有版权标识的印刷品为证据的，只有确认其属于正式公布的公开出版物，且其真实性可以被确定，无相反证据的前提下，才能推定其版权标识？后所示的日期为公开日”。

与世无争的诗句范文第5篇

Shi Jinlong；Chen Zhiqing

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

摘要：引起公司财务危机的因素多种多样，目前的研究主要集中在基于财务数据的数学建模，本文希望通过运用Logistic建模，研究非财务数据与公司财务危机的关系，以从另一个角度对财务危机进行预测。

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.

关键词：财务预警 非财务数据 Logistic分析

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

中图分类号：F275文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）19-0137-02

1研究背景

财务危机预警是以财务会计信息为基础，通过设置并观察一些敏感性预警指标的变化，对企业可能或将要面临的财务危机所实施的实时监控和预测警报。[1]可见财务危机预警研究的对象是财务危机。狭义的财务危机是指企业全部资本中由于负债比例过高，而使得企业不能按期还本付息所造成的风险，所以也称为负债风险或破产风险。广义的财务危机是指企业经营过程中各种不利因素所导致企业的经营失败和财务失败。这些不利因素既有财务因素，如利润率，投资报酬率；又有非财务因素，如高级管理人员的组成，最终控制人的类型。基于企业财务报表数据的企业财务困境分析，通过运用各种模型对企业的潜在财务风险进行预测，取得了不错的效果，并且准确性在不断提高。但对非财务数据的分析则较少。本文通过运用Logistic回归模型对企业非财务数据进行分析，以探寻非财务数据与财务危机的关系。

2文献回顾

最早对财务危机预测研究是FitzPatrikc(1932)所做的单变量破产预测模型，他发现，出现财务困境的公司其财务比率和正常公司的财务比率相比有显著的不同，从而认为企业的财务比率能够反应企业财务状况，对企业未来具有预测作用。[2]Beaver(1966)对美国1954-1964年间79家失败企业和79家成功企业的30个财务比率进行研究的结果表明，具有良好预测性的财务比率为“现金流量/负债总额”、“资产收益率（净收益/资产总额）和资产负债率（债务总额/资产总额）。Bevaer也因此开创了建立财务预警模型的先河。[3][4]Ohlson（1980）把企业规模考虑进来，用Logistic回归模型对财务困境进行研究，并发现使用股价或股价变动等非会计信息会对模型的预测能力有所提升。[5]陈静（1999）选用1998年上市公司的27家ST公司和27家非ST公司，使用1995-1997年间的财务报表数据，进行了单变量分析和多元判定分析。在单变量判定分析中，发现流动比率与负债比率的误判率最低；在多元线性判定分析中，发现与单变量分析的结论类似，多元判定模型在宣布前一年的成功率较高，离宣布日较远，成功率越低。[6]张永安，付丽（2006）运用非财务指标136家ST公司进行研究，认为在上市公司ST问题的研究中应考虑财务指标与非财务指标，建立一套整体的研究框架，才能提高正确率，更好的发挥综合预警作用。[7]

3模型设计

3.1 财务危机的界定由于中国直接退市的公司较少，如果将退市的公司作为财务危机公司，可能导致样本量过小。所以本文选择ST公司作为财务危机公司。ST全称special treatment，即特别处理，当上市公司出现财务状况或其它状况异常，导致投资者难于判断公司前景，权益可能受到损害的，交易所将对公司股票交易实行特别处理。财务异常具体指：①近一个会计年度的审计结果显示股东权益为负值；扣除非经常性损益后的净利润为负值；②近一个会计年度的审计结果显示其股东权益低于注册资本，即每股净资产低于股票面值；③注册会计师对最近一个会计年度的财务报告出具无法表示意见或否定意见的审计报告；④最近一个会计年度经审计的股东权益扣除注册会计师、有关部门不予确认的部分，低于注册资本；⑤最近一份经审计的财务报告对上年度利润进行调整，导致连续一个会计年度亏损；⑥经交易所或中国证监会认定为财务状况异常的。可见，企业被定为ST公司，说明其财务状况，经营成果或财务报表出现异常，经营很可能难以为继，对投资者有较大的风险，可以将其定义为财务危机公司。

3.2 非财务指标的初步选择本文选取以下非财务指标，其定义和H0假设如表1，与公司ST概率成负相关代表X值越大，越没有可能成为ST公司，反之，则成为ST的可能越大。

本文对非财务指标变量代码，定义及假设如下：

审计委员会（X1）、薪酬与考核委员会（X2）、战略委员会（X3）三项，如设立为1，未设立为0；董事、监事和高级管理人员规模（X4）代表董事、监事和高级管理人员总人数；董事会的规模（X9）代表董事总人数；独立董事比例（X10）代表独立董事人数/董事人数；持有本公司股份的董事总人数（X11）代表持有本公司股份的董事总人数；董事会持股比例（X12）代表董事会持有股份/总股本；高管人员持股比例（X13）代表高管人员持有股份/总股本；在上市公司实际控制人类别（X14）中，设国有控股为1，民营、外资、集体、社会团体、职工控股为2；CR_5指数（X15）代表公司前5位大股东持股比例之和；CR_10指数（X16）公司前10位大股东持股比例之和；Z指数（X17）代表公司第一大股东与第二大股东持股比例的比值；Herfindahl_5指数（X18）代表公司前5位大股东持股比例的平方和；Herfindahl_10指数（X19）代表公司前10位大股东持股比例的平方和；第一大股东持股比例（X20）代表第一大股东持股比例；在第一大股东是否绝对控股（X21）中，如第一大股东持股比例大于50%为1，小于或等于50为0；前十大流通股股东持股比例（X23）代表前十大流通股股东持股比例。以上数据与公司ST概率负相关。

董事长是否变更（X5）、监事会主席是否变更（X6）、总经理是否变更（X7）三项，如变动为1，没有变动为0；在董事长与总经理的两职设置状况（X8）中，设董事长、副董事长、董事兼任总经理由为1，副董事长、董事兼任总经理为2，董事与总经理完全分离为3；第一大股东是否相对控股（X22）设第一大股东持股比例高于第二大至第四大股东持股比例为1，小于或等于为0；在审计意见类型（X24）中，设无保留意见（无解释）为1，无保留意见（有解释）为2，保留意见为3，拒绝发表意见为4，否定意见为5。以上数据与公司ST概率正相关。

从相关假设可以看出，公司的治理结构越完善，公司被特别处理的概率越小。高级管理人员，大股东持股比例越大，由经济人假设，他们将越努力的改善公司的业绩，增加企业的价值，从而公司被特别处理的可能性越小。当公司高级管理人员变动频繁，可能预示着企业经营失败，被迫更换高管已扭转颓势。此外审计意见也披露了公司的经营状况。本文选取数据以2010年9月28日公司当天的情况为准，从当天被定为ST的138家公司中选取100家当ST公司作为分析对象，同时随机选取100家非ST公司作为比较对象，所选的非ST公司都为近三年内未被定为ST的公司。对总共200家公司07-09年三年数据进行分析，并运用SPSS17.0软件分别对07年，08年，09年三年数据建立三个Logistic模型。最后选取其余38家ST公司及相应的38家非ST公司对建立模型进行检验。数据来源于北京大学中国经济研究中心（ccer）07-09年一般上市公司数据库和上市公司治理结构数据库。

3.3 研究变量的进一步筛选第一步先确定数据样本的正态性。运用SPSS对样本数据进行单样本K-S检验，以确定样本数据的正态性。K-S检验H0假设样本总体分布与正态分布无显著性差异，即样本数据符合正态分布，显著性水平取α=0.05。如果统计量概率p值小于显著性水平α，则应该拒绝原假设，认为样本来自的总体与正态分布有显著性差异，不符合正态分布。对三年公司数据的检验中，只有CR_5指数，CR_10指数连续三年通过了K-S检验，其它指标都三年中p值都小于α，即大部分指标都不符合正态分布。

第二步要确定同一指标两组数据（即ST公司数据和非ST公司数据）总体分布分布是否存在显著差异。如不存在显著差异，则可以认为该数据在ST公司和非ST公司之间没有明显的差别，不能很好的区分两种公司的特征，所以不将其选入Logistic建模中。当样本数据符合正态分布，即与正态分布无显著性差异时，将进行两个独立样本的T检验，由第一步检验结果，运用SPSS软件对CR_5指数，CR_10指数进行T检验，两数据都通过了T检验，即在两种类型公司间存在显著性差异。如样本数据不为正态分布，则不符合T检验的假设条件，可运用非参数的Mann-Whitney U检验来确定该指标ST和非ST公司是否存在显著差异。本文运用SPSS软件，在0.05显著性水平下，对三年数据分别进行Mann-Whitney U检验。三年数据的检验得出的p值如下，当p

最后通过以上T检验和Mann-Whitney U检验，07年共有17个数据被选取参与Logistic建模，08年有15个数据被选取，而09年共有17个。审计委员会，战略委员会，董事会规模，独立董事比例，高管人员持股比例在三年中都未被选取，说明它们与公司是否被特别处理关系不明显。

3.4 Logistic模型建立本文设ST公司为1，非ST公司为0。当被解释变量为0-1二值变量时，无法直接采用一般的多元线性回归模型建模，所以本文将采用Logistic回归模型。设公司是否为ST为y，公司成为ST公司的概率为P■，则P■=α■+∑α■x■。

由于P值的取值范围在0~1之间，而一般线性回归模型要求被解释变量取值于-∞~+∞之间。因此，要对P作转换处理，令

LogitP=In（P/（1-P））

经过转换后，LogitP的取值范围在-∞~+∞之间，与一般线性回归模型中对应变量的取值范围相吻合。该过程称为Logit变换，经过Logit变换后，就可以利用一般线性回归模型建立被解释变量与解释变量之间的依存模型，即：In■=β■+∑β■x■

于是有■=expβ■+∑β■x■ P=■

以上述通过T检验和Mann-Whitney U检验的三年数据为基础，通过SPSS软件建立Logistic模型。模型以类别1（财务困境）作为参照，采用Forward：LR逐步筛选策略，在该策略中，变量进入方程的依据是比分检验统计量，剔除出方程的依据是极大似然估计原则下的似然比卡方，最终得到三个方程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，第一大股东持股比例，前十大流通股股东持股比例，审计意见连续三年被选入模型，说明这三个数据与公司是否被特别处理有比较密切的关系：①第一大股东持股比例系数为负，07年成为ST公司的发生比是未成为ST公司的0.001倍，08年和09年约等于0倍，说明第一大股东持股比例系数在两种类型公司间存在显著差异，与公司是否被ST负相关，持股比例低的公司发生财务危机的概率远高于持股比例高的公司，这与本文原假设一致。②前十大流通股股东持股比例系数为负，07年成为ST公司的发生比是未成为ST公司的约0倍，08年为0.017倍，09年为0.094倍，说明前十大流通股股东持股比例系数在两种类型公司间存在显著差异，与公司是否被ST负相关，持股比例低的公司发生财务危机的概率远高于前持股比例高的公司，与本文假设一致。③审计意见系数为正，07年成为ST公司的发生比是未成为ST公司的约2.51E+09倍，08年为16.324倍，09年为72.967倍，说明审计意见在两种类型公司间存在显著差异，由前假设可知审计意见赋值越大，错报风险越大，因此该系数说明公司被ST的概率与审计意见表述的公司错报风险成正比，错报风险大的公司被特别处理的公司远高于错报风险低，出示审计意见为非保留的公司，这与原假设一致。

对于其他数据，CR_5在08,09年通过了检验，两年发生比分别为101.286、1.37E+11，其与公司是否ST呈正相关，与原假设不符。可见，如果股权过度集中在少数几个人活组织手里，可能导致多头指挥，一些大股东为了长期经营，而一些大股东可能为了短期套利，即我们常说的游资，这将增加企业经营失败的风险。董事、监事和高级管理人员规模07,08年通过了检验，且与原假设相同。此外，总经理是否变更、董事长与总经理的两职设置状况，在07年被选入，模型中，CR_10指数、第一大股东是否相对控股在09年被选入模型中，它们均与假设相符。其它指标薪酬与考核委员会，董事长是否变更，监事会主席是否变更，持有本公司股份的董事总人数，董事会持股比例，Z指数，Herfindahl_5指数，Herfindahl_10指数，第一大股东是否绝对控股，最终控制人类型则与公司是否被特殊处理无明显关系。

4模型检验

最后得出07-09年各Logistic模型的错判矩阵，三年模型总体正确率都在80%左右，说明模型预测准确率较高。将选取的38家ST公司和38家非ST公司数据代入上步建立的3个Logistic模型方程中，07年正确率为72.4%，08年正确率为71.1%，09年正确率为73.7%，三年正确率没有明显的波动，正确率虽然没有基于财务数据建立的模型高，但作为财务数据的补充，依然有其积极的作用。

5主要结论

本文通过运用Logistic模型，以2010年为基点，对所挑选的100家ST公司及100家非ST公司1-3年前的数据进行建模与分析，并分别用38家ST与非ST公司进行检验。研究发现，运用非财务数据进行的Logistic建模正确率达到70%以上，可以作为基于财务数据的财务危机预警分析的适当补充。同时，在非财务数据中，第一大股东持股比例、前十大流通股股东持股比例、审计意见与模型有较大相关性，其中第一大股东持股比例、前十大流通股股东持股比例、审计意见所反应的错报风险大小与被特别处理呈正相关。说明在中国，股权集中带来的激励性大于由于对缺乏约束而给公司带来的损害；机构对公司的投资可较好的反应公司的经营状况；虽然一些事务所的独立性受到不少诟病，但审计意见依然能较好的反应公司的实际情况。

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