设计年中总结精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇设计年中总结范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词：建筑产业；市场结构；规模结构；行业结构；专业结构

中图分类号：F4079 文献标志码：A 文章编号：

10085831（2014）02004607

建筑产业作为中国国民经济发展中的重要支柱产业，对维持各区域经济的增长具有不可替代的作用[1]。经典的“结构―行为―绩效”（SCP）产业经济分析范式认为，市场结构决定企业行为，进而影响产业经济效益和国际竞争力。本质上，建筑市场结构是指各种规模和专业的建筑企业之间的数量比例及相互关系[2]。因此，建筑产业市场结构涉及规模结构、行业结构与专业结构三个方面。目前在中国建筑业市场中，中小型企业占绝大多数，而具有强大影响力的超级大企业和企业集团较为匮乏；与此同时，小企业中全能型居多，专业化、协作化水平差[2]，这种“大而不强、小而不专”的不合理结构造成了目前建筑市场无序竞争与过度竞争严重存在，并直接影响到建筑产业的绩效水平[3]。在当前国家产业结构调整的整体战略推动下，加快构建分工明确、合作畅通的多层次建筑产业结构，规范建筑企业市场行为，避免恶性竞争，提高国际竞争力已成为当务之急。但目前针对建筑产业市场结构进行研究的相关文献并不多见，Stumpf [4] 、Ofori [5]、Chiang [6]等学者探讨了英国、新加坡和香港的建筑产业结构发展轨迹，并分析了建筑产业竞争力与产业市场结构之间的关系；金维兴 [7]、陈建国 [8]、叶敏[9]、李小冬[10]和廖玉平[11]等分析了当前中国建筑产业存在的问题，并针对这些问题提出了相关措施。整体上，这些研究缺乏系统性，难以把握建筑产业结构调整的整体状况[2]，在多维视角下展开针对中国建筑产业组织结构动态变化趋势的系统研究并不多见。基于此，本研究依据产业组织理论，以中国建筑企业为研究对象，利用《中国统计年鉴》（2001-2009）与《中国建筑业统计年鉴》（2001-2009）从规模结构、行业结构与专业结构三个维度系统揭示进入21世纪中国建筑产业近10年市场结构的演变趋势，挖掘其内在的本质和规律性，为建筑产业市场结构合理化政策的提出，以及实现建筑业经济增长的长期性和持续性提供必要的理论依据。

一、中国建筑产业规模结构演进趋势分析

建筑产业规模结构反映建筑产业大、中、小企业的比例关系，主要采用绝对集中度与相对集中度这两个市场集中度指标来刻画。其中，绝对集中度主要反映特定产业中处于前几位的企业集中程度，但它并不能很好地反映企业规模分布状况。基于此，本研究采用相对集中度指标研究中国建筑产业规模结构演进趋势。相对集中度主要采用洛伦茨曲线、基尼系数和赫芬达尔指数来表示。考虑到建筑产业指数计算时数据搜集的困难度，故不选用赫芬达指数作为本研究的评价指标。

（一）数据来源

根据《中国统计年鉴》（2001-2009）以及《中国建筑业统计年鉴》（2001-2009）搜集近9年中国建筑企业资质等级划分的企业数和企业总产值的基本数据。需要强调的是2000-2001年，建筑产业企业的资质等级划分为一级、二级、三级、四级和等级外，而2002-2008年的建筑产业企业的资质等级划分为特级、一级、二级、三级及以下、等级外。

（二）基于洛伦茨曲线的中国建筑产业规模结构演进趋势

洛伦茨曲线反映的是市场占有率与市场中从小企业到大企业的累计百分比之间的关系。本研究绘制出中国建筑产业洛伦茨曲线图（图1）。该图的横轴表示建筑业市场中由小到大企业数目的累计百分比，纵轴表示这些分类企业的年产值占建筑业总产值的累积百分比。

若所有的企业规模完全相同，即全体企业平均分配市场，则洛伦茨曲线是一条均等分布的对角线。反之，洛伦茨曲线表示为对角线下方的一条曲线。一般来说，曲线偏离对角线凸向右下角程度越大，就表明企业规模分布的不均匀程度越大，换句话说，就是市场集中程度越高。

由表1可以看出，中国建筑产业在9年内的整体规模变化程度不大。2003-2004年可以看作是一个比较大幅度的增长，说明从这年开始企业规模的层次性转变比较明显。另外，各年基尼系数的计算数值都介于0和1之间，说明建筑企业间的规模分布是有差距的，且中国的建筑市场不是一个完全垄断的市场。需要指出的是2000、2001年的基尼系数很大，特别是2000年的数值大小几乎接近于2007、2008年。其原因可能是2002年前后中国建筑业企业资质等级划分有所调整。最后，通过基尼系数从2000-2008年的变化情况，可以预测出中国建筑业市场的规模结构在未来几年的演进趋势是将以较为平缓的速度逐渐拉开差距。

（四）中国建筑产业规模结构发展的总结与建议

根据上述分析可以看出，中国建筑产业集中度无论是绝对值还是相对值整体上都处于偏低的状态，整个中国建筑市场竞争异常激烈。更为重要的是，与其他产业相比，建筑产业最大的特征在于市场结构存在局部垄断性，这主要表现在以下三个方面[2]：第一，建筑产品的固定性造成了建筑市场易受地方保护主义的影响，加剧地区市场分割的局面；第二，建筑产品受到建设部、水利部、交通部等多部门监督管理，因而其市场准入容易受到部门保护主义的影响；第三，目前中国建筑产业所采用的多层次承发包体系，以及相应的资质管理专业划分，为专业企业形成专业垄断提供契机。这样，实际上中国建筑产业市场结构形成了一种“竞争为主，局部垄断并存”的局面。在这种局面下，大型的国有企业在水利、交通、铁路等工程领域具有绝对优势，竞争并不充分，与之相比，其他的中小型企业处于过度竞争状态。这种局面既不利于中国建筑企业资源的合理配置，也不利于整体建筑效率的提升。未来，提高建筑产业的进入门槛、适度增加进入壁垒，防范控制地方保护主义与部门保护保护主义，进一步完善工程交易的相关法规，对中小型建筑企业给予必要的政策与资金的扶持，将有助于优化中国建筑市场的竞争环境[12]。

二、中国建筑产业的行业结构演进趋势分析

建筑产业的生产经营活动涉及面非常广泛，不仅包括建筑工程，还包括土木工程与安装工程等多个行业。本质上，各行业类型所划分的行业结构是建筑产业的各个子市场，即生产不同类型建筑产品的建筑企业构成的子市场。不同行业的竞争程度各不相同，该指标主要反映建筑产业市场竞争格局。

（一）数据来源

根据《中国统计年鉴》（2001-2009）搜集的近9年中按建筑业行业划分的企业数和建筑企业总产值的基本数据。需要指出的是，搜集的数据不包括劳务分包企业以及资质以外的企业。另外，因2003年起年鉴的各行业名称和分类有所调整，在此省略其他建筑业这一项，具体数据见表2。

（二）中国建筑产业的行业结构演进趋势

中国建筑行业以房屋和土木工程两个为主，建筑安装业和建筑装饰业为辅。房屋工程建筑从2000年开始到2008年总产值一直呈递增趋势，2000年的总产值是14 316.8亿元，2008年的总产值是36 720.7亿元，增长幅度高达1.5倍；然而企业个数并没有与总产值保持一致的发展趋势，反而有所减少。土木工程建筑从2000年开始无论是总产值和企业个数，还是在行业中所占的比例都呈递增趋势。2000年的总产值是5 821.7亿元，2008年的总产值是17 040.1亿元，增长了近2倍；同时土木工程建筑总产值所占行业比重也从25.2%提升到了27.5%。另外，建筑安装业和建筑装饰业总体上也呈现出递增的趋势。

（三）中国建筑产业行业结构发展的总结与建议

根据上述分析可以看出，目前中国整体建筑市场规模正在不断扩大。其中，房屋建筑的施工技术较为成熟，而且市场壁垒较低，造成企业众多、规模偏小，市场竞争激烈；与之相比，土木工程对资金、技术和管理有较为严格的要求，行业进入壁垒较高，而且该类项目多为政府投资项目，部门保护严重，市场竞争程度较低[2]。与之相比，建筑安装和装饰市场规模相对较小，但企业和产值正在逐步增加，展示出良好的发展潜力。未来，政府应着力扶持建筑安装和建筑装饰两个行业发展，这两个行业既是房屋工程行业和土木工程行业的有益补充，又是未来工程领域发展的重点。对于房屋工程行业应该加大行业进入壁垒、提高集中度，培育一批有国际竞争力的大型企业，而且稳步引导企业向土木工程行业转型，缓解过度竞争压力。对于土木工程行业应该建立市场监管的长效机制，杜绝工程领域商业贿赂的发生；规范工程交易行为，提高监管的有效性，遏制部门保护主义，提高竞争的强度。

三、中国建筑产业的专业结构演进分析

自1984年中国实行企业资质等级管理后，国家先后多次对各类施工企业资质等级标准进行修订。2001年制定的新建筑企业资质划分为施工总承包、专业承包和劳务分包三个序列。该资质管理办法决定了不同类型的建筑企业的职能分工和市场空间，三种类型的企业构成了建筑产业的专业结构。该指标是建筑产业内分工协作水平的客观反映。

（一）数据来源

根据《中国统计年鉴》（2001-2010）搜集8年中按总承包、专业承包划分的企业数和建筑企业总产值的基本数据。特别指出搜集的数据不包括劳务分包企业以及资质以外的。另外，因2002年前建筑业被分为一级、二级、三级、四级，2002年以后才被分为施工总承包、专业承包、劳务分包。所以前后两者的数据不具有一致可比性，在表3就只列举了2002-2009年中国建筑业企业专业结构分布的数据。

（二）中国建筑产业的专业结构演进趋势

从表3数据可以看出，中国建筑业市场呈现出以总承包为主、专业承包为辅的格局，并且从2002-2009年总承包和专业承包的企业数和从业人数呈递增趋势，同时反映出中国建筑业产业专业结构规模在扩大。总承包占企业总数比例从2002年的63%到2009年的54.2%，专业承包占企业总数的比例从2002年的37.0%到2009年的45.8%，说明虽然从企业总数上显示两者都有所增长，但

专业承包的规模比总承包规模扩大更多，即中国建筑业开始注重专业化。但同时专业承包的从业人数占从业人员总数的比例从2002年的12.8%下降

到2009年的11.1%，说明中国建筑业专业承包的企业规模数目与相应的从业人员不成正比，重量不重质。这一点也可以从企业平均人数分布看出。另外，中国建筑业的总产值在8年中不断增长，2002年总承包产值共计15 069.6亿元，占总产值总额的85.1%，专业承包总产值共计2 639.0亿元，占总产值总额的14.9%；到2009年总承包产值高达67 964.6亿元，所占比例提高至88.5%。而专业承包虽然也增长到了8 843.2亿元，但所占比例却有所降低，仅有11.5%。以上说明了中国建筑业总承包和建筑业承包企业的发展失衡，这一点也可以从企业平均产值的变化看出。

为了更深入地了解企业的专业结构内部状况，寻找造成总承包与专业承包企业发展失衡的原因，从《中国统计年鉴》（2003-2009）以及《中国建筑业统计年鉴》（2003-2009）搜集7年中按建筑企业资质等级划分的企业数和建筑企业总产值的基本数据，分析专业结构下企业的规模分布，形成数据见表4。

表4 2002-2008年中国建筑业专业结构的企业规模分布

年份企业数量（个）

从2002年开始，三级以下的企业占主要部分。例如，2006年总承包和专业承包三级以下的企业数量达到了企业总数的63.7%。总体上，企业数量是按企业资质级别从小到大分布，例如2008年企业总承包特级数量是343最小，而三级及以下的数量是22 034最大。但是，从每一年的平均人数和平均产值这两列可以看出，其分布并不是按照企业数目的规律，而是相反的呈现倒金字塔的形式，即等级越高，平均规模越大，平均效益越高。由于从2002年开始有了总承包和专业承包的分法，我们选取2002、2005、2008这3年来看其中的发展趋势差距。2002年，总承包特级的平均人数和平均产值分别是一级企业的2.2和3倍，二级企业的5.8和13.2倍，三级及以下企业的15.4和45.8倍；专业承包一级的平均人数和平均产值分别是二级企业的2.5和3.9倍，三级及以下的4.1和8.2倍。2005年，总承包特级的平均人数和平均产值分别是一级企业的3.5和4.6倍，二级企业的11.2和27.9倍、三级及以下的28.6和87.7倍；专业承包一级的平均人数和平均产值分别是二级企业的2.6和4.9倍，三级及以下的5和10.9倍。2008年，总承包特级的平均人数和平均产值分别是一级企业的4.1和5倍，二级企业的13.3和28.6倍，三级及以下企业的34和80.6倍；专业承包一级的平均人数和平均产值分别是二级企业的2.9和4.6，三级及以下企业的5.7和10.4。从这3年每年的平均人数和平均产值看出，总承包比专业承包的差距大很多；另外，随着时间的推移，总承包特级企业与其他级别企业的差距逐渐增大，而专业承包一级企业与其他级别企业的差距随时间的改变波动不大。

（三）中国建筑产业专业结构发展的总结与建议

根据上述分析，目前中国建筑市场中，总承包企业数量过多且规模偏大，而专业分工企业结构分布不合理，总承包企业与专业承包企业尚未建立起完善的分工协作关系，造成竞争不均衡[2]。未来，总承包企业应该向设计、管理咨询行业发展，向附加值更高的领域迈进，将生产职能逐步让位于专业分包企业。建立有效的总分包体系，将有效提高产业内部的分工协作水平，促进组织结构的优化，提升建筑产业链的整体效率。

四、结论

根据产业经济学和产业组织理论，对中国建筑产业组织结构从规模结构、行业结构、专业结构三个维度进行了具体分析。从规模结构的角度看，近10年中国建筑产业市场企业规模比较稳定，整体上呈现出“竞争为主，局部垄断并存”的局面。未来，提高建筑产业的进入门槛、适度增加进入壁垒，防范控制地方保护主义与部门保护保护主义，进一步完善工程交易的相关法规，对中小型建筑企业给予必要的政策与资金的扶持，将有助于优化中国建筑市场的竞争环境。从行业结构的角度看，房屋建筑的施工技术较为成熟，而且市场壁垒较低，造成企业众多、规模偏小，市场竞争激烈；与之相比，土木工程对资金、技术和管理有较为严格的要求，行业进入壁垒较高，而且该类项目多为政府投资项目，部门保护严重，市场竞争程度较低。未来，对房屋工程行业应该加大行业进入壁垒、提高集中度，培育一批有国际竞争力的大型企业，而且稳步引导企业向土木工程行业转型，缓解过度竞争压力。从专业结构的角度看，现在中国建筑产业的总承包和专业承包失衡，总承包企业的数量过多而且规模偏大，而专业分工企业结构分布不合理，总承包企业与专业承包企业尚未建立起完善的分工协作关系，造成竞争不均衡。未来，建立有效的总分包体系将有效提高产业内部的分工协作水平，促进组织结构优化，实现建筑产业链整体效率的提升。 参考文献：

[1]刘炳胜.中国区域建筑产业竞争力形成机理研究[D].天津：天津大学，2009.

[2]范建亭.中国建筑业发展轨迹与产业组织演化[M].上海：上海财经大学出版社，2008.

[3]张雪芹.基于市场主导的建筑业产业结构调整研究[D].重庆：重庆大学，2007.

[4]STUMPF petitive pressures on middlemarket contractor in the UK[J].Engineering Construction and Architectural Management，2000（2）：159-168.

[5]OFORI G.International contractors and structural changes in host country construction： Case of Singapore[J]. Engineering Construction and Architectural Management，1996（4）：271-288.

[6] CHIANG Y H， TANG B S， LEUNG W Y.Market structure of the construction industry in Hong Kong[J]. Construction Management and Economics，2001，19：675-687.

[7]金维兴.建筑市场结构与企业经营基本战略模型[J].西安建筑科技大学学报，1999（4）：307-310.

[8]陈建国.加入WTO调整和完善建筑业产业组织形态[J].建筑经济，2001（10）：3-6.

[9]叶敏.关于我国建筑企业规模结构问题的思考[J].建筑经济，2001（4）：14-16.

[10]李小冬.我国建筑业企业结构特征分析[J].哈尔滨建筑大学学报，2002（5）：105-108.

[11]廖玉平.建筑产业结构调整战略研究[J].建筑经济，2005（3）：5-9.

[12]刘炳胜，申映华，王雪青，等.基于组合模型的中国区域建筑产业竞争力系统评价[J].同济大学学报：自然科学版，2012（5）：190-199.

The Threedimensional System Analysis on the Evolution Trend of Market Structure of Chinese Construction Industry

LIU Bingsheng， WANG Xueqing， CHEN Yuan， ZHOU Shuguo

（College of Management and Economics， Tianjin University， Tianjin 300072， P. R. China）

Abstract：

篇(2)

    l我国城镇居民人均医药消费的总体概况

    医药消费既包括医疗服务的消费.又包括药品的消费.这两种消费项目下义分别包含若干小项目.在统计f:极为困难㈣。所幸,我们不需要计算这些单个项日的消费量再求和也可以获得医药消费量的数据。通过《中华人民共和国统计年罄》,我们知道,医疗保健用品包括医疗器械、中药材及巾成药、西药、保健品、医疗保健服务等项目.这上E足本文所指的医药消费量。根据《中华人民共和国统计年罄》我们町以获得“医疗保健支出”数据,该数据在扣除物价卜.涨因素后.完会町以代替医药产品消费量作为我【日居民医药消费水平的评价指标/71。表l显示的是经价格指数调整后的我同城镇人均医疗保健支出在近8年内的变化情况.即是医药消费量的变化情况。8年间(除了1999年)在扣除物价上涨闪素后,实际的人均医药消费量逐年增加.医药消费在居民全郎生活消费支出中的比晕也逐年提高。这一事实可由图l进一步得到证明,8年来.人均消费性支出随人均可支配收入的增加以几近相同的速度增加。但医疗保健支出却以更高的速度增长,,根据已有的研究研,医药消费品属丁边际消费递增产品.它会随着收入的增长以更高的速度增长。那么.图I显爪的医药消费的高增长到底是ttt于医药消费品本身的经济属性决定的.还是这8年的医药改革确实改善了人们的医药福利水平呢?这还有待于我们进一步的研究。

    2模型与数据

    2.1模型

    根据常识.个人医药消费量受人均可支配收人、卫生技术人员数、保险状况、个人消费爿惯,年龄等因素影响。有许多影响因素是难以控制的.把影响因变最的观测不到的因素分为两类:一类是恒常不变的;另一类则随时间而变。令i表爪横截面单元.t表示时期。可以得到下面的模型:Y.I=po+60I)+BlX。+4+Ud(1)i表示某省市.而t表示时期。变量D是t=l时等于0.而当t=2时等于l的虚拟变量。当t=l时,截距为B。,t=2时,截距为Bo+80。变量ai包括了影响Y.。的全部观测小到的、在时间卜恒定的因素。在本文中指那螳影响医药消费的.f日义不随时间变化的因素,如消费习惯等;误差U。代表r冈时而变且影响着Y。。的那些观测不到的因素;X。表示可观察剑的影响医药消费量的因素,在本中指收入、卫生技术人员数。采用差分方法对模型进行改造。,由于消费习惯属于固定因素.因此在差分过程l}J被删除。经差分后,模型的形式转变为:AY=80+Ad+13AX+AU.(2)表爪变量从t=l剑t=2的变化。非观测效应ai不再出现在公式中,因为它已经被差分掉了,式中的截距8。,是在保证j￡他条件不变的情况下.医药消费最从t=l到t=2的变化。d是虚拟变最,将1997—2005年期间.分为7个时间段,8有7个倩,考察这7个值的变化.就可以得知在其他条件不变的情况下医疗体制改革带来的人均医药消费量的年际变化,.因为在1997--2005这8年中.我国进行了不问断的医疗卫牛体制改革.有的足针对医疗领域的.有的是针对药品生产与流通领域的。年际之间改革的内容、手段都有所小同.因此用年度虚拟变量来表爪改革措施实施的后医药消费氍的变化是恰当的,、本文关注的焦点在于年与年之间的医药消费琏是否存在娃着差异,也就足6值的符号及其显着性.以此判断改革的效果。

    2.2数据来源

    本文数据源自《中华人民共和同统计年鉴》,时间跨度为1997--2005年.选取除西藏自‘治区外的30个省为样本。.这样选取数据和样本是冈为:第?。我凼医疗体制改革。特别是药品流通体制改革从1997年正式肩动:第二.西藏自治区的数据在个别年份难以获得.考虑到30个样本L三属于大样奉。囚此占掉该区数据小会影响分析结果,具体来讲.本文涉及以卜.项日数据:医疗保健支出,此数据为医药消费龟的变量:每万人卫生技术人员数(卫生机构技术人员数与当年的人口数相除{珥乘以10叩0得到).此项数据用以代表医疗供给对医药消费量的影响:消费者价格指数:医疗保健价格指数:可支配收入(千元)。

    2.3模型设计与解释

    本文选取入均医疗保健支出(Y)作为关注对象,这样做的原因足:一方面人均医疗保健支出水平等价于医药产品消费碴.直接关系到人民健康.是衡量一国或地区人民生活水甲.的重要标志.对该指标的年度比较可以很直观地显示出医疗体制改革的成果另一方面.在《中华人民共和图统计年鉴》中。医疗保健支出作为一个独立的项日加以统计.有利于获取数据在具体的操作过程中.用每年医疗保健的价格指数去除每年的实际医疗保健支出会额。得到以基期医疗保健支出额为标准的数据,该数据n,看做实际医约消费量。本文认为.个人医药消费赶受人均可支配收入、卫牛技术人员数、个人消费习惯等冈素影响,,其中个人消费习惯属于同定因素,在差分过程巾被删除。本文中.医疗保健支出数据(Y)经过以1997年为基期的医疗保健产品价格指数的调整;个人可支配收入(ine{,me)经过以1997年为基期的消费者价格指数调整;卫牛技术人员数(health)根据历年统计年鉴相关数据计算得到。具体模型如F:Yl=00十0Id2+e2d1+03d4+04d5+05d6+06d7+07ds4-13}Aincomei+132Ahealth。+Au。(3)为了增加模璎的显着性.在实际回归过程中先对各变量取自然对数值然后再差分。得:AInYI=00+Old2+02d,+0,d4+04d5+05d6+06d7+07d84-8lAlnincome。+132Alnhealth。+Au。(4)常数项0。表爪1998年与1997年的医疗保健支出差额。d:到d。是虚拟变量,如果数据来自于1999年与1998年的差额,则d:等于l,否则等于0;如果数据来自于2000年与1999年的差额.则d,等于l,否则等于O:余者类推。

    2.4结果

    表2分别表示了两种情况下的回归结果.表巾第二列数据对应模型(3)的I口J归结果,模型整体通过检验,R2值为0.223。医疗消费量变化的22.3%得到了该模型的解释。收入对医药消费量产生了晕耍影响.通过了5%的显着性检验。常数项等于57.82,说明1998年相比1997年医药消费龟增加了57.82无的购买力;d:的系数一88.597。说明1999年比1998年医药消费馈减少r88.597元的购买力,类似的d4、d。、d,的系数都为负而且显着,说明2000到2001年、2002年到2004年的医药消费量接连下降:d,的系数为负,d,系数为止,d。的系数为负,但均不硅着.说明没有证据表明2000年与1999年、2002年与2001年、2005年与2004年的医药消费量存在显着差异:Income的系数31.257表明收入的增长幅度每增加l000元.医疗保健支出将增加31.257元,,health的系数虽然为止.但没自.通过检验,不能证明医疗供给与医疗消费馈之间存在显着关联。,表2中第三列数据对应模型(4).R_Z=0.87l,模型}l!!体显着性有J,很大提高。医疗消费量变化的87.1%得到r模型的织释。这对于差分模型来说L经是相当大r。由于AIny=lnv。一lny.。a(Yl-Y。)/Y。,表示变量比率的变化,因此Lj模型(3)的同归结果相比.部分系数的符号方向不同。另外.根据模型(4).医≯,供给的变化对医疗消费量比率变化有显着影响,每万人技术人员数增长l%.人均医药消费繁增加1.7l%。一般结论:无论足根据模型(3)还是模型(4)。在控制了其他闪素之后.我们发现:从消费绝对量来说,1997--2005年以来.医药消费量只有1998年增加.其他年度.要么逐年递减,要么与上一年持平。从变化比率来看。1998、2001、2003三个年度的,受化率有所增长.其余年度均下降,收入水平的提高对绝对医药消费琏和医药消费量变化率都有显着的促进作用。医疗供给的,跫化虽然对绝对医药消费髓未见显着影响,但对医药消费量的增长率却有明显的促进作用。

    2.5模型的不足之处和需要完善的地方

    医药产品的消费蕈受许多因索影响.除收入外,还有如医疗保险的普及率、人121老龄化程度等。根据已有的研究成果.年龄越高.医疗保险的普及率越高,对医药产品的依赖性越强.需求量越大。而这些因素都是随时间而变的.应该纳人模型当中.但由于我国在2001年以前主要实行公费医疗和劳保医疗制度.2001年后城镇职工基本医疗保险才逐渐普及.因此医疗保险数据很难收集。统计资料中。我国城镇人口老龄化数据资料也少有系统报道。但幸运的是这些都不足以对本文的结论带来显着影响:众所周知,我国正在步入老龄化社会.我国的医疗保50-的范围也在逐年扩大.因此医药产品的消费量应该逐年提高,也就是说,在奉文模型中,d:到d,的系数更臆该为正。fEi本文的回归结果却与之相反,这进一步说明r1997—2005年1.u】的卫生体制改革是不成功的。

篇(3)

［关键词］加工贸易出口；生产率增长；Malmquist指数；动态面板 模型

一、引 言

中国近三十年来的改革开放和经济转型策略在对外贸易尤其是加工贸易方面取得了巨大成功 ，20 07年，中国对外贸易总额达到217373亿美元，是继美国、德国之后的世界第三大对外贸易 国，出 口总额121778亿美元，仅次于德国；①这其中，加工贸易总额98604亿美元，加工贸 易出口 61756亿美元，占中国对外贸易总额和出口总额比重分别为4536％和5071％。中国在 出口贸易 方面展现出的强大竞争力已经引起国际社会的广泛关注，并为对外贸易与经济增长关系的学 术研 究和相关政策分析提供了新的鲜活案例。国内外就中国对外贸易发展对生产率影响的实证研 究异 常丰富，但大多基于贸易整体视角，或偏重于强调通过进口获得发达国家的技术 溢出。出口方面，除基于Feder(1982)的分析框架，实证

检验出口部门是否存在更高的边际要素生产率以及是否存在向非出口部门的外溢效应的 研究②外，近来，Fu(2005)、［ 1］张杰、李勇和刘志彪(2008)［2］对于出口是否促进中国生产率增长命题，分别 从行业和企业层面提供了经验证据。然而，需要指出的是，大量文献已经注意到中国在加工 贸易的全球生产和分工体系中主要处于劳动密集型环节的事实(关志雄，2002；Lall和Albal adejo，2004；卢锋，2004) ，进而质疑中国在发展加工贸易过程中的获益程度(刘正良和刘厚俊，2008；阎国庆等，200 9)，却鲜有文献严谨深入地分析论证中国加工贸易出口是否促进了生产率增长，以及这种作 用发挥的约束条件。如果中国加工贸易出口的飞速发展仅获取微薄的加工费用，不能或较少 获取贸易的动态利益，这种模式显然是不可持续的，也不利于中国的增长方式转变及长期经 济增长。因此，深入分析加工贸易出口对中国生产率的促进作用及其发挥的影响因素，是一 个具有丰富政策蕴含的重大命题，尤其是受到国际金融危机冲击，中国出口的外部环境 已经发生了变化，同时，国内经济发展面临资源环境等约束，增长方式急待转变，这个问题 的研究显得尤为迫切。

二、研究设计

(一)生产率的测度

早期对全要素生产率的测度主要采用索洛剩余法，但该方法要求的生产函数已知等假设过于 苛刻，实际上难以满足，而基于DEA的Malmquist指数法作为一种非参数方法，由于并不需要 对生产函数的形式和分布做出具体假设等优点，在近来的研究中被广泛使用。本文以中国大 陆30个省、自治区、直辖市(由于数据不全未包括)作为决策单元(时间跨度为1999―200 7 年)，以物质资本和劳动力作为投入要素，地区生产总值作为产出，③基于非参数Malmq uist指数方法，得到2000―2007年中国30个省份的全要素生产率变化指数。测算结果表明， 从 整体发展趋势看，中国的省际全要素生产率呈下滑态势，其水平值(1999年为1)由2000年的1 007，下降为2007年的0953，年均下降08％。需要指出的是，虽然由于我国经济尚处 在主 要依靠要素投入的发展阶段(郭庆旺和贾俊雪，2005)，以及体制改革遇到瓶颈束缚、工业上 广泛蔓延的无效率(郑京海、胡鞍钢和Bigsten，2008)等因素可能阻滞了全要素生产率的提 升，但我们的测算结果并不意味着中国在这段时期没有技术进步，因为有多种因素可能影响 测算结果。例如，我们的测算只包含了非物化的技术进步，而一部分以先进机器设备等形式 内嵌于资本要素投入的技术进步并没有在Malmquist指数中得到反映。刘舜佳(2008)［3 ］基于 同样方法的测算也表明，中国全要素生产率呈逐年下降趋势，且改革开放后比改革开放前明 显，我们与何元庆(2007)［4］等的做法一致，并不在DEA分析过程中施加技术无退步 的约束，也不对Malmquist生产率指数的负值进行修正。

(二)模型与方法

在测算了中国省际Malmquist生产率指数以后，设定本文的基本模型如下：

TFPCHit= 0+ 1PEXit+ 2HCit+ 3RDit+ 4RD it-1+t[JY](1)

其中，TFPCH代表全要素生产率增长率，PEX为加工贸易出口变量。HC和RD分别表示人力资本 和研发能力，新增长理论特别强调人力资本和研发能力对技术进步的作用(Lucas，1988；Ro mer， 1990)，认为这两者是生产率增长的重要源泉。考虑到研发转化为现实的生产率可能 存在时滞，我们在模型中设置了研发变量的一期滞后项。为考察相关因素对加工贸易出口促 进生产率作用发挥的影响和制约，进一步在模型中引入加工贸易出口与相应变量的交叉项：

TFPCHit= 0+ 1PEXit+ 2HCit+ 3RDit+ 4RD it-1EXit*Xit+t[JY](2)

PEX*X为加工贸易出口与相应变量的交叉项，X代表需要考察的市场化水平(MAR)、人力资本( HC)、研发能力(RD)、二元结构状况(DU)、金融发展(FD)、基础设施(INFRA)、宏观经济稳定 性(MS)等一系列因素。为简化模型同时避免参数过多导致模型无法识别，参照Chang、Kalta ni和Loayza(2009)［5］的做法，实证检验时模型每次只包含一个交叉项，逐次进行 检验。

式(1)、式(2)的估计采用动态面板模型GMM方法，以有效控制解释变量的内生性等问题。引 入被解释变量的滞后项，并设置相应的时间和区域虚拟变量，针对式(1)、式(2)构建的动态 面板模型如下：

TFPCHit= 0+FPCHit+ 1PEXit+ 2HCit+ 3RD it+ 4RDit-1+ 5YR0507+ 6EAST+t[JY](3)

TFPCHit= 0+FPCHit-1+ 1PEXit+ 2HCit+ 3RD it+ 4RDit-1+EXit*Xit+ 5YR0507+ 6EAST+t [JY](4)

式(3)、式(4)中YR0507、EAST分别代表时间和区域虚拟变量。因2005年后人民币汇率进行 了一系列改革，在模型中设置时间虚拟变量YR0507加以控制，2005―2007年取值为1，2000 ―2004年取值为0；区域虚拟变量EAST的设置则是为了控制东部地区与中西部地区在经 济和 贸易发展方面的明显异质性。 动态面板GMM估计可以分为一步和两步GMM估计。由于两步估计的标准差存在向下偏倚，经过 Windmeijer(2005)调整后偏倚会减小，但会导致估计量的近似渐进分布不可靠，所以在经验 应用中通常使用一步GMM估计量(Bond，2002)。另外，在新增工具变量有效的情况下，一步 系统GMM比一步差分GMM估计更可靠(Arellano和Bover，1995；Blundell和Bond，1998)。我 们的模型最终选择一步系统GMM估计，实际估计模型时，为克服内生性问 题，除区域和时间虚拟变量外，其他所有解释变量均作为前定变量处理。

(三)变量与数据

实证分析采用2000―2007年除外中国大陆30个省份的面板数据。我们已经基于非参数Ma l mquist指数法测度了省际全要素生产率增长率，本节界定模型中涉及的其他变量，并介绍数 据来源。

加工贸易出口(PEX)，以地区加工贸易出口额占GDP的比重度量，数据来自各省历年的统计年 鉴及商务部网站。人力资本(HC)的测度采用平均受教育 年限法。受教育程度的原始数据来自历年的《中国人口年鉴》和《中国人 口和就业统计年鉴》。研发能力(RD)变量以研发内部经费支出占GDP的比重度量。市场化水 平(MAR)，采用樊纲、王小鲁和朱恒鹏(2007)测算的市场化指数。二元结构状况(DU)， 采用二元反差系数衡量，计算公式为：DUit=(|yAit-lAit|+|yN it-lNit|)/2。其中，yAit和lAit分别代表各省份的农业 产值比重和农业就业比重，yN it和lNit分别代表非农产值和非农就业比重。

金融发展(FD)变量。由于中国银行部门存在政策性贷款和不良信贷，采用全部信贷占GDP比 重指标会高估金融发展水平，因此采用更准确的非国有部门贷款占GDP比重指标。④基础 设施(INFRA)变量遵循姚树洁，韦开蕾(2008)的方法，通过交通基础 设施来反映，度量指标为每1万平方公里所具有的铁路、水路和公路里程。宏观经济稳定 性(MS)变量，采用居民消费价格指数(cpi)作为指标，由于cpi是一个逆向指标，进行极 值标准化处理：MSit=[SX(]cpimax-cpiit[]cpimax-cpimin [SX)]。处理后，MS∈［0，1］，MS取值越大，表明宏观经济越稳定。

其它未说明数据来源的研发能力、二元结构状况、基础设施水平、宏观经济稳定等变量的原 始数据来自历年的《中国统计年鉴》及各省统计年鉴。

三、实证结果与分析

基于一步系统GMM方法，相关模型估计结果列于表1和表2。从诊断检验来看，各模型选取的 工具变量及其滞后阶数是合适的，所采用的工具变量表 现良好，AR(2)检验表明差分方程得到的残差不存在二阶自相关，Hansen test显示过度识别 条件成立，下面根据估计结果进行分析。

表1的模型(1)-(4)报告了基于式(3)的不含交叉项的估计结果。模型(1)仅包括了加工贸易出 口(PEX)作为主要解释变量，模型(2)、(3)在模型(1)基础上分 别引入人力资本和研发能力变量，模型(4)同时引入人力资本和研发能力变量。结果显示， 加工贸易出口变量的系数为正，但并不显著，原因是多方 面的：第 一，中国加工贸易出口发展主要依赖劳动力、土地、政策等因素，这种扩张模式使得出口部 门缺乏技术创新动力和压力，对我国技术进步和生产率增长的促进作用比较小。第二，中国 加工贸易具有“大进大出”特征，尤其是关键技术设备和重要中间投入品主要依靠进口，因 而加工贸易部门与区域经济的关联程度低、波及效应差，影响到加工贸易出口技术外溢效应 的发挥。第三，外商投资企业在中国加工贸易发展中扮演了重要角色，但外资企业可能会通 过独资、相互配套等方式，以限制技术外溢和扩散，甚至会通过资源争夺、过度竞争 或垄断等手段阻碍内资企业技术进步(马林和章凯栋，2008)。

另外，在模型(2)、(4)中，人力资本(HC)的估计系数为正但不显著。由于劳动者能力的激 发、人力资本作用的发挥依赖于合理 的激励机 制，而且，人力资本需要达到和超过一定“门槛”才能显著促进生产率增长(Iranzo和Peri ，2009)，［6］而中国目前的人力资本可能未达到临界水平(彭国华，2007)，导致 其对TFP增 长的影响不显著。模型(3)、(4)则显示，以研发内部经费支出的GDP占比衡量的研发变量系 数在当期为负，滞后一期显著为正。这可能是因为研发领域的市场竞争体制有待完善， 研 发投入的使用存在扭曲(李小平和朱钟棣，2006)，因而研发活动在当期会因占用生产资金而 负面影响企业生产效率，其正向效应在下一期才能显现(蒋殿春和张宇，2008)。

模型(1)-(4)的估计结果表明加工贸易出口对中国生产率增长的促进作用并不显著，那么， 市场化水平、人力资本、研发能力、二元结构状况、金融发展、基础设施和宏观经济稳定等 因素如何影响到这一作用的发挥？模型(5)-(11)进行了实证检验，表2报告了检验结果。表2 各模型中，PEX的系数变得不稳健，这是因为引入交叉项后，PEX对TFPCH的边际影响由式(1) 的猓北湮 (2)的 1+。人力资本的系数为正，但不显著，研发变量的系数当 期显著为负，滞后一 期显著为正，这与表1各模型的结果一致。下面我们探讨加工贸易出口与相关变量交叉项(PE X*X)的估计系数。

模型(5)中，加工贸易出口与市场化水平的交叉项(PEX*MAR)系数为正，表明市场体制的逐步 完善有利于加工贸易出口的竞争效应等促进生产率增长机制的发挥，但交叉项系数不显著， 这可能是由于近期经济转型遇到制度瓶颈体制改革难度加大(郑京海、胡鞍钢，2005)，市场 化改革进程相对缓慢，考察期内市场化指标的变化不大导致的。模型(6)中，加工贸易出口 与人力资本的交叉项(PEX*HC)系数显著为正，说明人力资本的提高有利于加工贸易出口 对生产率促进作用的发挥。在模 型(7)a中引入加工贸易出口与研发的交叉项(PEX*RD)，估计系数为正，但不显著；在模型(7 )b中，以各省份每万人中三项专利授权数作为研发产出指标代替投入指标进入交叉项， 估计系数为正且显著，这可能与目前的 研发资源分配有关。中国的研发投入大多集中于大中型国有企业，但国有企业普遍存在治理 结构不完善问题，R&D产出效率低，而在加工贸易出口中承 受较大竞争压力的非国有企业，却难获相应的研发投入支持。因此，相对于投入，产出指标 能更好度量中国的研发能力，实证结果揭示，研发能力对加工贸易出口促进生产率作用发挥 正向影响，且在5％水平显著。模型(8)中，加工贸易出口与二元结构状况的交叉项(PEX*DU) 估计系数为负且显著，说明二元反差系数越大的地区，一般加工贸易出口规模相对较小，分 工深化和规模效应受到限制，将制约加工贸易出口对生产率促进作用的发挥。模型(9)、(10 )和(11)分别引入了加工贸易出口与金融发展、基础设施和宏观经济稳定的交叉项，估计系 数均为正，且在5%水平上显著，表明这些变量方面的改善有利于加工贸易出口对生产率促进 作用的发挥。

总结模型(5)-(11)的估计结果，加工贸易出口促进生产率作用的发挥受到一系列因素的制约 ，只有 达到某一临界值(X=- 1/ )，⑤才能跨过“门槛”。基于式(4)，我们测算了相关 变量的临界值，列 于表3，表3同时也列出了各变量的全国、东部、中西部地区平均值。从全国平均水平来看 ，人力资本和研发能力变量已达到临界值，二元结构水平、金融发展和宏观经济稳定等变量 也已越过“门槛”。而在渐进式改革背 景下，目前改革已进入纵深阶段，进一步改革以匹配中国 在其他指标上的明显改善的难度不断加大，市场化指标未达到临界水平。另外，虽然近些年 来中国政府一直注重基础设施的改善，并加大了对落后地区的基础设施投资，但基础设施变 量的全国平均值也未达到临界值。表3还揭示东部和中西部地区具有明显的异质性，处于改 革进程和发展水平前列的东部地区相关变量的平均值都已越过临界水平，而在中国分散试验 的改革策略和梯度推进式的开放进程下，由于在初始发展水平、政策扶持力度、产业结构、 技术条件、地理环境、资源禀赋等方面与东部地区存在差异，中西部地区相对落后，在市场 化水平、研发能力、二元结构状况及基础设施建设等方面的平均值尚未达到临界值。

四、结论及启示

利用国际贸易管道促进生产率增长，是发展中国家在开放经济条件下培育经济长期增长动力 、促进经济可持续发展的重要途径，而且，与进口主要通过国际技术溢出影响生产率增长不 同，参与出口的国际竞争可激励企业积极主动追求技术进步和生产率提升，从而有利于一国 或地区自主创新能力的培育。本文着重分析了在全球范围内极具竞争力的中国加工贸易出口 是否促进了生产率增长，以及这一作用发挥的约束条件。结果发现：

1加工贸易出口对中国生产率增长的促进作用不显著。中国主要拘囿于劳动密集型工序的 加工贸易扩张模式，在弱化出口部门创新压力和动力的同时，又将自身大多限定在低技术含 量的生产、装配环节。而且，真正体现技术水平的先进技术设备和重要中间投入品主要依靠 进口，“两头在外”、“大进大出”的贸易格局削弱了加工贸易与国内经济的关联度，加 之大量涌入的“成本驱动型”外资有抑制本土企业技术进步的倾向，这些因素限制了加工 贸易出口动态效应的发挥。

2加工贸易出口促进生产率增长作用的发挥受到市场化水平、人力资本、研发能力、二元 结构状况、金融发展、基础设施和宏观经济稳定等因素的制约，这些因素必须达到某一临界 水平，加工贸易出口对生产率的促进作用才能得以有效发挥。从全国平均水平来看，考察期 内大多变量已越过临界水平，但市场化水平和基础设施变量尚未达到临界值；在东部地区相 关变量的平均值均已超过临界值；而中西部地区在市场化水平、研发能力、二元结构状况 和基础设施等变量的平均值还未达到相应“门 槛”。因此，未来在推进加工贸易转型升级的同时，需要进一步完善市场机制，提供鼓励创 新的市场环境，形成对微观经济主体的正确激励。同时，提高人力资本积累和研发活动效率 、改善金融体系中的信贷约束与扭曲，推进二元结构转型，加快落后地区的基础设施建设， 并且在改革开放进程中注意提高驾驭和管理相应风险的能力，确保宏观经济的稳定运行。

注 释：

①本节原始数据来自《中国统计年鉴2008》及世界贸易组织数据库、世界银行World Develo pment Indicator等。另外，根据世界贸易组织新近的“World Trade Report 2010”， 2009年中国已超越德国成为世界第一出口大国。

②例如，杨全发(1998)、许和连和栾永玉(2005)、包群(2007)、吴振宇和沈利生(2008)、刘 正良和刘厚俊(2008)、王庆石、张国富和吴宝峰(2009)、胡兵和乔晶(2009)等的研究。

③地区生产总值、劳动力(从业人数)数据来自历年的《中国统计年鉴》及各省统计年鉴，各 省份地区生产总值均转换为以2000年为基期的不变价格数据。各省份物质资本存量采用张军 、吴桂英和张吉鹏(2004)的测算数据，并将其延长到2007年，同样调整为以2000年为基期的 不变价格数据。

④假定分配到国有企业的贷款与固定资产投资成正比，则非国有部门贷款占比可推算得到( 赵奇伟，张诚，2007)。

主要参考文献：

［1］Fu, X Exports, Technical Progress and Productivity Growth in A Tra nsition Economy: A Non-Parametric Approach for China ［J］ Applied Economics,2005 (7)

［2］张 杰,李 勇,刘志彪 出口与中国本土企业生产率?――基于江苏制造业企 业的实证分析 ［J］ 管理世界, 2008(11)

［3］刘舜佳 国际贸易、FDI与中国全要素生产率下降――基于1952～2006年面板 数据的DEA和协整检验［J］数量经济技术经济研究, 2008 (11)

［4］何元庆对外开放与TFP增长: 基于中国省际面板数据的经验研究［J］经 济学(季刊), 2007 (4)

［5］Chang, R, L Kaltani and N Loayza Openness Can be Good for Gr owth: the Role of Policy Complementarities ［J］ Journal of Development Econom ics, 2009 (1)

［6］Iranzo, S and G Peri Schooling Externalities, Technology andProductivity: Theory and Evidence from US States ［J］ Review of Economics andStatistics, 2009 (2)

Does Export Processing Trade Promote China's TFP? An Empirical Study Based on Malmquist Index and Dynamic Panel Data Models

Hu Bing1 Zhang Ming2

Abstract：Based on nonparametric DAE method, we estimate China

Malmquist index and build dy namic Panel model to test whether the export processing trade promote China's TF P The empirical results show that export processing trade in China didn't affe ct obviously the acceleration of TFP, and The level of marketization, human capi tal, the capability of R&D, situation of dual structure, financial development,

infrastructure and stable Macroeconomic restricted the function Furthermore, i n the Midwest of China, targeted value of many variable quantities such as the l evel of marketization and infrastructure couldn't reach the critical value which

could promote the TFP to increase

Key words：Export Processing Trade; Increase of TFP; Malmquist I ndex; Dynamic Panel Model

篇(4)

关键词：中药制药工程；质量控制；工艺规范化；技术标准化；装备标准化

一、中药制药工程研究现状和需要注意的一些问题

1、中药制药工程核心

（一）来自历史的原因，我国中药工业还是仿造化工、食品、轻工和机械行业等的技术和设备，缺少专业的工业研究，技术装备和中试放大的科学技术平台，出现工艺与技术装备滞后，产品不稳定和高投入，低产出的尴尬僵局，严重制约中药产业的快速发展。中药制药工程研究是中药产业链的重要技术之一。所以中药制药工程是研究中药工业生产制作过程规律和解决单元工程技术问题的科学，中药制药工程技术研究核心内容总结一下几点：1质量可控性研究分析。中药的有效成分与无效成分的分离纯化的定性和定量。2工艺规范化研究。认真分析最佳工艺参数、制定生产工艺流程化。3装备标准化研究。展开工程技术，进行工程和装备设计。

（二）中药制药工程技术的进程发展

1加入世贸后中药产业经受着严格考验。建国以来中药产业生产技术水平发生了很大的变革，走过了中药机械化、中药工业化、和90年代的中药现代化的三个发展时期。因为许多原因制约，中药产业现代化理论研究和生产实践还处在探索阶段。我国中药工业总量偏小、大型企业少、工艺技术滞后技术装备和计算经济指标低、成本高、缺少成套自控工艺装备。据国家经贸委统计数据；全国中药生产企业总数为1127家，工业总量为534.02亿元，工业销售产值为498.52亿元，其中独立核算大型企业为107家，工业总产值为229.84亿元；中成药年销量超过500万元的品种有384个，包括5000万元的有82个。超过1亿是41个，这就说明，中国中药工业产值总量具有潜力。上升空间还很大。因制药工程的工艺装备是确保中药工业产值的必要条件。

2分析2001年全国中药企业结构：因大型中药企业只占9%但是产值的42%、销售额为45%、出口创汇为50%；全国中药企业生产值总量偏小，生产小企业比较分散，市场竞争力不强发展不快。

3分析2005年到2015年中药工业产值和新增能力预测结果：

中药工业发展速度按照行业的15%和16%的增长能力计算，其工业总产值为984亿元，=40～45%；新增药材生产能力12.3万吨和159.3万吨，为工业装备的发展提供了市场空间。

（三）中药制药工程技术和国际的距离

中医药是我国在自然科学领域里拥有优势的特殊行业，也是国际市场最有优势竞争力的行业。因为我国制药技术水平还比较滞后，削弱了中药进入国际市场的竞争力。日本的汉方制剂和韩国的传统药物都来自中国，因为他们重视现代工艺工程技术的研究和开利用，汉方药和天然植物药生产达到了国际先进的工程技术水平。也为我们的中药产业提出了考验和鞭策。因此，研究推广先进的工程技术就成为中药产业发展的重中之重的问题亟待解决。也为我们中药产业发展空间提供了方向。

（四）中药制药工程发展的核心技术

中药制药工程是保证中药现代化发展的基础，是利用现代工程技术方法手段，达到实现中药产业化的目的。中药行业发展战略目标的实现，需要国家对中药产业政策、技术导向、基础研究、资源配置、风险基金的建立以及中药产业本身工程技术水平、中药现代化是系统工程，按照中药生产通用性和相关性的特点，中药制药工程研究范围是中药材预处理单元，中药提取单元、浓缩分离单元、干燥单元制剂单元等五个单元。按照工程学分类的五个部分，其中，中药工艺规范化工艺装备标准研究，是行业发展的薄弱环节，需要提高，因为他是推动产业化规模的前提。

二、中药制药工程技术研究重大进程

中药制药工程单元数学模型设计与应用是中药工艺规范化与工艺标准化研究的基础，是技术进步的标志。中药工艺来自生产实践，是中药生产过程中长期客观规律的总结。

（一）中药逆流多级浸取工艺与工业设计原则

原理是合理运用固液两相的浓度梯度差，逐步把药材中有效成分扩散到起始浓度相对较低的套提溶液中，浸取工艺过程技术参数的溶质量、药材表面积、扩散时间、扩散系数和浓度梯度的关系ds=D.F.dc/dx.dt表示，原理是溶质在药材细胞溶出的瞬间过程，是经过对溶出的数学模型微化后的变化率。

（二）中药多效浓缩工艺研究和工业设计

三效浓缩蒸发工艺的原理，是在单效蒸发基础之上，在真空条件下，把蒸发过程中一效和二效产生的二次蒸汽逐步进入二效和三效蒸发器的原理的设计工艺。三效蒸发流程为加热蒸汽和材料液的流向应哟逆流式工艺。

（三）中药喷雾干燥工艺分析研究和工业设计

中药喷雾干燥由于受热时间短，适用热敏性药物。喷成粉末或颗粒状溶解度更好，在实际生产中发现物料粘度高，制约了应哟范围。当下中药工程干燥系统的动力学数据还缺少准确测定，不能全部靠理论数据来解决。对不一样药品种，设计关键工艺参数需要现场工艺试车的经验进行调整，确保安全生产。含蛋白质类大分子化合物容易凝固变性。减少粘壁办法可按照品种特性，调整有关工艺参数。

三、完善本土国际化的中药制药工程技术平台具有时代意义

完善中国本土特色的国际先进的制药工程技术平台。研究探索中药制药工程技术理论和生产实践，是业内人士的重中之重的首要任务。

（一）探索一条具有中国特色的自主技术产权创新的中药制药工程技术平台。

针对中药生产工艺的多样性，在长期生产实践的基础上采用多终端模块式新组合工艺，是新型中药工艺生产目标。按照终端产物的各种要求，安排各单元模块的组合。保证传统中药二次开发和标准提取物研制配套实验和设计生产工艺装备线。中药制药工程技术单元主要有1工业膜分离技术，膜分离技术可在原生物体系环境下完成物质分离，能高效浓缩集产物。微虑、超滤、反渗透和纳滤都能为中药工业采用。但是膜分离的预处理工艺很关键。这一工业技术算基本成熟，能为中药液的无热源浓缩。采用中药一二类新药和中药注射剂的生产。

（二）新微粉化技术

微粉化技术对药材细胞进行超细粉碎，提高生物的利用度，我国百余种药材进行了超细粉碎，喷雾干也能达到好效果。我国也有此类雾化器，像这样生产的中药细粉比药材超细粉碎的微粉纯度高许多。

（三）新二氧化碳的超临界萃取技术

这个技术的工业化生产已经成熟，超临界萃取在中药行业采用主要是发挥提取，和萃取中药脂溶性成分。我国研究结构一对100个中药品种展开了提取研究，超临界萃取用于开发一、二类新药所要求的高纯度中药有效成分提供了有效工艺装备和技术。运用中试参数和产品特性，选取中药专用的超临界萃取工业装备。

新工业色谱分离技术是获取高纯度中药有效组成的又一种分离技术，分离原理是吸附剂对不同吸附性能的化学物质的吸附―解吸―再吸附。因为工业色谱分离当下在世界上也具有成熟的工业装置，为中药工业装备标准化应用提供基础。

（四）新大孔树脂吸附分离技术

采用大孔树脂内部的孔隙选择吸附相应分子直径的制药成分，用于中药提取物纯化、分离的目的。

（五）新利用微波、超声、辅助萃取技术

这个技术能使中药成分更快更多的渗出。

（六）新指纹图谱技术

应用指纹图谱技术进行质量监控是中药现代化和国际化发展方向。中药制药工程技术和科学建设在全国得到推广应用。

四、结束语

综上所述，中药制药工程是专业工程学，任务是解决行业传统技术落后的技术问题。这些需要工程专家和药学专家需要研究的难题。只有通过学术交流和广泛开展产学研合作。才能不断深化完善中药制药工业工程理论研究和生产实践。

篇(5)

[关键词] 人口迁居 特征 影响因素

一、 引言

人口迁居是以住宅位置改变为标志的、城市地域范围内的住户移动。西方国家在上世纪二、三十年代已做了大量研究，并形成了一系列理论，如入侵演替理论、过虑理论、家庭生命周期理论等。中国关于人口迁居的研究主要在1990年以后，学者们多从人口迁居特征、影响因素及主要对策做了较为深入地探讨。周春山以广州为例，分析了改革开放初期单位分房制度下广州人口迁居的特征及动力机制。1990年以后，广州取消了单位分房，各项制度与改革初期相比发生了明显变化，本文旨在探讨此背景下广州人口迁居特征及影响因素。

二、 资料获取

论文数据有两类：统计资料，包括《广东省统计年鉴》、《广州市统计年鉴》、《广州市第四、五次人口普查资料》；问卷调查：2001年中山大学城市与区域研究中心与香港浸会大学合作的“市场化下住宅搬迁与城市重构”广州老八区部分的调查问卷，有效问卷为1500份。

三、人口迁居的特征

1．人口迁居在人口总迁移中开始占据主导地位，但总体水平不高

人口总迁移包括区域外的迁移和城市内的人口迁居两部分。1980年～1992年年均迁居率为4.6％；1992年～2000年年均迁居率为6.7%，1998年最高，为9.2%，而区域间的迁移率在此期间仅为2.1％。说明进入1990年以后，广州迁居率增加，并在人口总迁移中占据主导地位。但与国外发展程度较高的国家相比还存在一定差距，韩国在1970年～1995年间的年均总迁移率为21％，其中迁居率为14.2％，区域间的迁移率为6.8％。

2.人口以向郊区迁居为主

表1表明，1982年～1990年广州市无论中心区还是郊区人口都在持续增加，1990年～2000年中心区人口开始下降，而郊区人口增加很快，近郊区、远郊区人口分别增长了241.45万和104.72万。

3.人口迁居以短距离为主

调查显示，41.9％的住户迁居发生在本区域内，26.9%的住户迁居发生在紧邻的行政区之间，二者68.8％，发生在非紧邻行政区间迁居住户为31.2％。随着跨江大桥的陆续兴建，跨江迁居住户有所增加，但总体比例不高，仅占迁居总住户的21.2％。

4.迁居率随时间的增加而增加

1978年～1990年，年平均搬迁户数为25.3户，最高值为39户；1990年～1995年，年平均迁居户数64.5户，最高值为103户；1996年～2001年，年平均迁居户数为91.7户，最高值为124户。

四、影响因素分析

1.经济因素

经济发展促进了住宅建设的发展，提高了居民的收入水平，改变了居民的居住观念，即重视住房大小和环境条件、服务设施水平及舒适程度。1990年～2003年，广州经济发展迅速，住宅建设迅速；城镇居民工资水平、人均可支配收入和人均储蓄额在此期间大幅度提高，成为国内典型的高收入区，为购买住房提供了资金保障。

2.政策因素

（1)土地政策。1990年代，广州先后颁布了土地使用权及外资房地产相关管理办法，实行了土地有偿、有期、有流动政策，既增加了政府的财政收入，又活跃了市场，繁荣了经济。市场的价格机制使得政府及发展商根据居民的需求偏好设计适应不同群体的住房，灵活地满足了不同的消费群体需求，居民购买新住房的欲望进一步增强。

（2)人口政策。①就业政策。改革开放初期，我国政府颁布了一系列“铁饭碗式”的就业政策，将职工束缚在某个单位，除非特殊情况职工更换工作的难度很大。1990年以后，逐步推行了合同制的劳动政策，用人单位根据职工的表现可给予再雇佣或解聘，职业流动性增加，职工随职业变化而搬迁住房的机会增加。

②户籍政策。主要体现在小孩的受教育方面，改革初期广州中小学都有自己的招生范围，户口在本范围内的学生才能入学，否则会出现很多不必要的麻烦。因此，户籍制度在一定程度上约束着人口迁居的发生。1990年之后，广州逐步取消“农转非”人口控制计划，根据本人意愿，户口可自由迁入、迁出或注销、重新登记，常住户口市内自由迁移。

3.个人需求因素

（1)改善住房环境的需要。追求良好的住房环境和配套设施已成为现代城市居民迁居的重要驱动因素。对923户购房和577户重新租房的住户调查表明，分别67.5%和42.6％的住户搬迁原因之一是改善住房环境。广州人均住房面积不足23，部分家庭人均住房面积不到4，改变住房大小仍然是居民迁居的重要原因之一。

（2)家庭生命周期、人口增加及其他偶然因素的影响。一般而言，15岁～25岁的青年人由于上学、工作等原因，是一个人一生中最容易迁居的阶段，而结婚、生小孩、离婚等都会由于新家庭的形成、分裂或者其他偶然因素产生新的居住需求。广州1990年～2000年净增116.9万住户，户均规模由1990年的户均3.94人减少为2000年的3.12人，其中15岁～25岁的人口为225.19万人，占总人口数的26.4％，2000年广州市进入初婚年龄的人口227.5万（含增城、从化）。

（3)职业变化。克拉克和大卫(1999)研究认为,职业改变住户的迁居几率是职业未改变住户的2.4倍。调查显示,47.2%的住户因为职业的改变而迁居。改革开放以来，广州从业人员的构成发生着巨大变化。1990年以前从业人员结构实现了从农业向非农产业过渡；1990年以后，则表现为第二、三产业之间的转换转变，大批的第二产业从业者逐渐转变为第三产业服务人员，见表3。

4.交通因素

交通方式的机动化程度是影响人口迁居的重要因素，并影响着迁居的距离和方向。在以自行车为主的城市内，迁居主要以短距离为主，相反公交发达，小汽车普及的城市内，则距离的影响开始减弱。2001年与1985年相比，居民步行和骑自行车比重明显下降，而采用公交和摩托车的比例大幅上升，交通方式的机动化水平在提高，见表4。1998年以后，随着广州地铁一号、二号、三号、四号线的相继运营，居民出勤方式进一步改善，为长距离的迁居提供了可能。

资料来源：①胡华颖. 城市?空间?发展――广州城市内部空间分析. 广州：中山大学出版社,1993年12月；②“市场化下住宅搬迁与城市重构”广州部分的调查问卷部分数据整理。

5.城市规划因素

城市规划反应了整个城市的发展战略，规划中提出的城市空间拓展方向是城市发展的重点，对人口、产业、服务设施等具有引导作用，进而影响着迁居的方向。1991年广州市对1984年规划进行修编，确定了广州建设用地向东、南两个方向发展，天河、黄埔、白云三区处于该发展方向上，人口、产业等迅速集聚，成为该时期广州人口增长的重点区域，超过其他区域。在新一轮的总体规划中，广州提出了“南拓、北优、东进、西联”实施策略，必将引导人口向周围郊区扩散，人口郊迁的趋势将进一步加强。

五、 结论与建议

通过以上分析，广州同西方国家一样经历了从集中到分散的人口分布变化。1982年～1990年，广州处于绝对向心期，1990年以后，开始向相对向心期转变，符合彼得・霍尔的人口分布理论。根据目前的人口变化趋势，广州人口将会继续向郊区迁居，短时间内不会出现相对离心期。

改革开放初期，单位分房、户籍政策、生育政策等对人口迁居起着较大的限制作用，经济对迁居的影响作用不大；1990年之后，单位分房、户籍政策的取消有利地促进了居民的迁居，随着市场机制的逐步健全，经济对人口迁居的影响作用逐步凸现出来，城市规划对迁居的影响机制与改革开放初期变化不大。因此，今后广州应继续加快经济发展，鼓励房地产业的发展，完善人口、土地等相关政策。针对低收入群体难以购房等问题，应积极学习和借鉴国外的有效做法，建立适应不同消费者需求的住房市场，形成良性的迁居系统。

参考文献:

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[2]Benjamin Highton:Residential Mobility,Community Mobility ,And Electoral Participation. Political Behavior 2000(22):109～120

[3]Fulong Wu:Intrauban Residential Relocation in Shanghai: Modes and Stratification. Environment and Planning 2004:7-25

[4]史中华 柴彦威 刘志林:深圳市民迁居特征的时空分析. 人文地理,2000(3)

[5]柴彦威 胡智勇 仵宗卿:天津城市内部人口迁居特征及机制分析.地理研究,2000(4)

[6]蔡 莉 左 齐:职业主导论之探索――中心城市的城市人口迁居实证调查.人文杂志,2004(4)

[7]周春山:改革开放以来大都市人口分布与迁居研究――以广州市为例.中山大学博士论文,1994年

[8]李 新 左登华:首尔都市区的人口迁居及对中国的启示. 世界地理研究,2006(2)

[9]易 峥:社会转型时期中国城市居住流动研究――以广州为例[博士学位论文].广州:中山大学,2003

篇(6)

关键词 资产负债表；环境会计；价值化因子；生态系统服务

中图分类号F062.1文献标识码A文章编号1002-2104（2017）06-0057-10

DOI： 10.12062/cpre.20170360

经济增长与生态退化并行是许多国家在发展进程中难以回避的问题。单纯追求GDP增长的发展模式导致了全球大范围的资源短缺和环境恶化，以化石燃料为主的不可再生资源的短缺以及开发、使用这些资源所导致的环境问题更是已经成为制约全球社会经济长足发展的刚性约束。我国境内石油行业总体呈现原油开采量上升的态势，为之付出的经济和生态成本也越来越大：其一，石油等化石能源的形成十分困难，具有明确的供给刚性，石油开采的边际经济成本逐年上升――2009年中石油和中石化的石油开采成本相较于2003年均上升了约13%左右[1]；其二，石油资源开采的各个环节还会耗费巨大的生态成本，包括开采过程中所侵占和耗费的土地资源、水资源等以及造成的环境污染等[2]。开展我国境内石油资源资产负债表的编制工作对于摸清我国石油资源的家底、评估我国石油资源开采的经济―资源―环境综合成本、探讨我国石油开采战略的合理性都具有重要的意义。

自1946年Hicks[3]首次提出绿色GDP思想以来，学术界一直在探索如何将自然资源与环境纳入国民经济核算。绿色国民经济核算、自然资源资产负债分析等将资源、环境等生态要素纳入经济核算的宏观环境会计方法开始被一些国家重视并纳入战略参考之列，德国、澳大利亚、加拿大、日本、英国、意大利、印度尼西亚等一些国家已经开始了编制自然Y源资产负债表的实践尝试[4-12]，虽然早在2000年，我国就有学者依据SEEA―1993探讨了自然资源的资产化处理方法，但至今我国资产负债表的编制工作还停留在方法讨论阶段[13-15]。徐渤海[16]对多种自然资源进行了静态和动态测度的资产负债表的设计。封志明[17]等人指出我国的环境资源核算依旧处于编制投入产出表的阶段。黄溶冰和赵谦[18]对自然资源资产和负债的会计和审计方法进行了讨论。季曦和刘洋轩[19]首次提出了矿产资源资产负债表的编制技术框架，并构建了矿产资源资产负债表的示意表。由于目前国际和国内均无公认的可供参考的自然资源资产负债表编制技术框架，资源环境价值化技术和方法尚存争议（目前价值因子门类繁多，散布于各类文献，而且数据质量参差不齐），资源、环境和生态数据库严重缺乏，我国自然资源资产负债表的理论和实践工作进展的并不顺利。到目前为止，我国尚未公布国家层面的自然资源资产负债表，极少数地级市进行的探索和尝试也没有公开研究方法和具体研究数据。

本文拟探讨石油资源资产负债表的编制方法，广泛收集并整理国内外近些年的资源、环境和生态服务价值评估成果，形成各类资源、环境和其他生态系统服务价值因子数据库，并基于2012年经济、资源和环境等基础数据，开创性地开展我国石油资源的资产负债表编制。理论层面主要有两方面目标：其一，在传统经济核算的基础上进行生态核算的扩展，为我国自然资源资产负债表的编制提供技术框架；其二，基于微观会计探索宏观会计理论框架，为我国宏观会计体系的建设以及政府资产负债表的编制提供数据和方法参考。实践层面，本文拟提供我国第一份石油资源资产负债表，并基于石油资源的资产负债表，讨论中国石油开采过程中的经济和生态持续协调性问题。

1石油资源资产负债表的编制方法

1.1编制原则

本研究中石油资源资产负债表的编制主要基于以下四方面原则：①复式记账原则，每一笔核算量的变化均表现在两个不同的账户中；②公允价值度量原则，在对实物量进行价值化的过程中，对会计上要求以公允价值进行度量的账户，本研究采取以下原则：对于存在活跃交易市场的账户采取现期市场价格的直接定价法，对于不存在市场交易或者无法直接获得市场价格的账户采取净现值法等间接定价法；③权责发生制原则，这与我国大多数微观企业会计，以及主流的宏观政府会计的核算相同，并且SEEA―2012中也要求能源资源的核算应该在经济价值被创造、转移、交换或消失时记录流量；④核算边界明确原则，本研究中资产负债表只核算国内石油开采环节涉及的各账户的相关变化，涉及到境外，或者石油资源开采环节之外的账户不在本资产负债表的编制范围；⑤探明技术可采储量原则：本文中提到的所有石油资源储量，均为探明技术可采储量，已探明但目前技术无法开采的，不在本文讨论的范围内。

1.2会计主体和会计要素

在石油资源资产负债表中，会计主体是石油矿产资源的所有者。虽然根据《中华人民共和国矿产资源法》――“矿产资源属于国家所有”的规定，国家应该作为石油资源的权益主体，但是在资产确权的过程中，政府以及相关部门代表享有国家授予的资源管理权[14]，而且考虑中央编制资源资产负债表的主要目的是为了实现领导干部的离任审计，修正政绩考核体系，从而纠正政府管理自然资源的不当行为，因此本文将在后续的核算中以政府作为会计主体。

石油资源资产负债表的会计要素中，资产是指由政府辖区拥有的预期未来能给政府带来经济收益的石油资源，因而在对石油资源进行核算时，本文将期初石油资源存量计作该期政府的资产，而在会计核算期内石油资源产生的变动计作所有者权益变动。所有者权益的含义，与一般微观的企业资产负债表或者宏观政府资产负债表相比，并没有明显的特殊性。

需要特别指出的是石油资源资产负债表中的负债与一般会计中的负债内涵不同。本文定义负债为政府在开采石油资源的过程中导致的水等自然资源的损耗、相关环境污染的增加及其他生态系统服务的减少，也即生态系统作为“债权人”“借给”政府（本文的核算主体）的相关资源、环境和其他生态系统服务的价值总和。这是石油资源资产负债表区别于传统国民经济核算的核心所在，是对石油开发活动的生态成本的考量。

1.3会计账户

石油资源会计核算过程中涉及的主要会计账户根据其会计记录时所使用的计量尺度不同而被记录为“实物量账户”和“价值量账户”。编制石油资源资产负债表时，需要首先明确“实物量账户”的基础数据，然后再基于各类价值因子对“实物量账户”进行价值化，获得对应以价值量为计量尺度的价值量账户，进而将价值量账户进行整合，对应到相应的会计科目中，得到最终的资产负债表。为了编制我国石油资源的资产负债表，我们需要如表1所示的详细信息。

1.3.1实物量账户

实物量账户主要记录以实物量度量的资产负债表中的会计科目。实物量账户中的各变量都以绝对物理量体现，如期初石油探明储量，将直接以万 t为单位表现为物理意义上的数量。根据资源性质的不同，本研究将设置以下实物量账户：

（1）“矿产资源”账户：该账户主要用以体现每个会计年度矿产资源的存量和流量的变动情况。在该账户中，期初的石油探明技术可采储量（A，以下简称探明储量）、期初的资源存量（B），存货的增加量（C），存货的减少量（D），当期新增的开采量（E）和新增探明储量（I）等变量都以实物量度量，其期初存量，当期变动量和期末总量都将得到充分体现；

（2）“资源消耗”账户：该账户用以体现每个会计年度中在石油开采环节所带来的资源消耗（H1），主要包括水资源等自然资源的消耗；

（3）“环境污染物”账户：该账户用以体现每个会计年度中在石油开采环节所排放的环境污染物的流量（H2），主要包括废气、废水和固体废弃物的排放量；

（4）“其他生态系统服务”账户：该账户主要用以体现每个会计年度中由于石油开采而导致的除了水等自然资源的消耗、废气、废水和固体废弃物造成的环境破坏之外的其他各种生态系统服务的减少（H3）。在本研究中，将受石油开采影响所减少的各类具有生态生产力的土地面积作为生态系统服务减少的表征。

基于上述物量账户，可编制石油资源资产负债表实物量表如表2所示。

1.3.2价值量账户

价值量账户是将实物量账户中的各类账户进行“价值化”以后生成的账户。价值化过程始终遵循公允价值度量原则，对于“矿产资源”、“资源消耗”等存在活跃交易市场的账户使用现期市场价格作为价值化因子，而对于“环境污染物”和“其他生态系统服务”等不存在交易市场的账户来说，需要凭借生态系统价值评估技术或相关评估成果来确定价值化因子。

本文作者收集并整理了1995年以来国内外学界影响力较大的百余篇相关研究成果共计167个数据因子，详细构建了包括SO2、NOX、固体废弃物、废水、COD、氨氮化物等多种污染物的处理成本以及森林、海洋、陆地等生态系统服务的价值因子数据库。本文进一步对该数据库的数据进行了科学的辨识和整理，归纳出如下价值化因子表格（表3）。该表格不仅仅适用于石油资源资产负债表编制过程中相关实物量账户的价值化，也为其他自然资源资产负债表的编制提供了关键性的技术指标。

1.4石油资源资产负债表示意

上文已经得到了石油资源资产负债表的实物量和价值量账户，要将两者转化为标准的资产负债表格式，则需要明确各会计科目的具体含义，然后再进行整合。

（1）“探明储量”和“资源股本”科目。期初石油的探明储量构成了政府的资产，由于探明储量通常很难在一个会计年度内变现，因此本研究中将“探明储量”作为非流动资产计入资产负债表中，在对应的负债和所有者权益类账户中，本研究将石油的探明储量作为“资源股本”科目计入所有者权益，以表征政府对石油资源的所有权。也即有以下平衡关系：

期末石油的探明储量=期初探明储量（A）-当期石油开采量（E）+新发现的探明储量（I）

（2）“资源存货”和“库存股本”科目。“资源存货”科目用以度量已开采但未使用或者未消费的资源存量，每个会计年度中资源存货均可能产生新增或者减少，由于存货数量相对较少，一般可在一个会计年度内变现，因此本研究中将其作为流动资产科目进行记录，其对应着所有者权益中的“库存股本”科目。平衡关系如下：

期末的石油存货=期初的石油存货（B）―当期减少的石油存货（C）+当期新增的石油存货（D1）

（3）“生态负债”和“生态成本”科目。石油资源开采过程中产生的资源消耗、环境污染排放以及其他生态系统服务消耗将带来 “生态负债”科目的增加（减少），本研究中将相关所有者权益的减少（增加）计入“生态成本”科目中，同时我们将“生态成本”科目细分为“资源损耗”、“环境污染”和“其他生态系统服务损失”三个子项目：“资源损耗”指的是石油开采过程中“以资源换资源”而引致的生态成本；“环境污染”指的是石油开采过程中的“三废”副产品造成的环境污染和引致的治理成本；“其他生态系统服务价值损失”代表了石油开采造成的其他生态成本。

（4）“货币资金”、“资源收入”和“生产成本”科目。在开采环节，原油资源的市场价值将通过“资源收入”科目，作为“货币资金”的增加进入资产负债表的流动资产科目，而“开采成本”科目则是开采原油过程中的“固定资产”、“劳务”、“原材料”、“电力”等对外支付，作为“货币资金”科目的减少项进入资产负债表，而“资源收入”和“开采成本”与“生态成本”一起构成了所有者权益中的“未分配利润”科目。也即构成了以下平衡关系：

当期期末的货币资金=当期存货石油的市场价值（D1）+当期新开采的石油的市场价值（F）-开采石油的经济成本（G）

基于以上科目及相关平衡关系，本文形成了如表4所示的石油资源的资产负债表。

2中国石油资源的资产负债表（2012）及分析

2.1中国石油资源资产负债表编制的数据准备

基于以上方法，本文以2012年的数据为基础，尝试编制我国石油资源资产负债表。本文所涉及的数据种类繁多，大体可分为四类：①基础类，包括石油资源的存量和流量等数据；②经济类，包括经济成本、收益、价格等数据；③技术类，包括单位原油产量造成的资源消耗、污染排放等各项关键强度指标；④价值类，包括各类价值化因子（比如单位生态服务的价值、单位废气的处理成本等）。本文以表5―表7详细呈现本文的具体数据及其来源、处理方法和解释说明等。

2.2我国石油资源资产负债表（2012年）

依据上文所描述的方法和数据，本文首先完成了石油资源资产负债表的实物量表的编制（见表8）；然后基于实物量表和各类价值因子编制了价值量表（见表9）；再综合资产与负债的情况，结合前文所述的资产、负债以及所有者权益的分类方式最终完成了2012年我国石油资源的资产负债表编制（见表10）。

由于石油储量（石油资源探明技术可开采储量）和石注：①考虑到石油资源的供不应求，本文认为石油存货及新增存货量均为0；②本文以石油矿区的登记面积来衡量石油开采造成的生态系统服务的减少。石油矿区对生态系统的干扰是复杂的，矿区基础设施的建设对生态系统的有机生物体和无机环境都会造成一定的干扰。本研究基于矿区基础设施所占用的具有生态生产力的土地面积来核算生态系统服务减少带来的损失，通过相应土地面积的生态系统服务价值因子来进行价值化处理。由于土地一旦被矿区占用之后便无法提供相应的生态系统服务，因此每一年的生态服务价值损失是按照该年总的矿区登记面积来进行计算的。

油开采量（原油产品）不同，后者是前者经过了开采环节之后的资源产品，存在一定的价值增值，因此两者的价值化方法有所不同。对于石油开采量（原油产品）本文采用市场价格作为其价值化因子，而对于2012年末的石油储量（石油资源探明技术可采储量）的价值则采用的是净现值法进行核算的。本文主要依据SEEA-2012的核算框架，分别计算了未来每一年资源储量带来的资源租金，在资源的生命周期内对资源租金进行贴现并加总，从而得到了储量的净现值。具体过程包括：

（1）资源租金的计算：资源租金（RR）是资源的开采者或使用者在扣除了所有的费用和正常回报后的应计剩余价值。计算未来每一期的资源租金，首先应该计算资源在未来每一期所预期能够带来的回报，资源的回报是价格、成本以及开采量的函数，然后再减去生产资产的正常回报，这样就可以得到每一期的资源租金。即，以t期为基准，第t+τ期的资源租金RRt+τ可按照以下公式求得：

RRt+τ=（Pt+τ-Ct+τ）×Qt+τ-Ct+τ×r

=[（Pt-Ct）×（1+i）τ]×Qt*（1+s）τ-Ct×（1+i）τ×r（1）

其中，Pt、Ct和Qt分别是t期的石油资源价格、开采的经济成本和开采量，i和s是每期价格和开采速度变化的估计值，r是同期市场利率，τ表示基准年之后第τ年，Ct+τ×r代表着在第t+τ期耗费的生产资产Ct+τ的市场回报。

注：①本表格中数据单位为每单位原油出产带来的资源消耗或者污染排放的体积或者重量；②由于无法直接获得废水的排放数据，且考虑到工业废水之中还原性物质的存在比重相对固定，本研究通过COD数据倒推全年石油行业废水数据。由上文知，2012年估计的COD数量为185 137万 t，根据2011―2013年工业COD与工业废水的相关数据 ，可推测2012年的石油行业废水排放与COD之间的比例关系为1∶1.529，由此可以估计2012年石油行业的废水排放量为121 084万 t；③大庆油田年生产石油约4 000万 t，处于开发的中期阶段，每年的固体废物排放量达到4 583万 t[20]。本文以大庆油田的单位开采量排放的固体废料为标准计算全年全国的废物排放，可得全年固体废物排放估计值为23 717万 t。

不受极大或极小价值化因子的干扰，从而在一定程度上提高了本文价值化因子的代表性。

由表7可知，P2012、C2012和Q2012分别是5 027万元/万 t、1 158万元/万 t以及20 700万 t；而对于i和s的估计，本文将2008―2012年的平均通货膨胀率和平均开采速度的变化值作为之后每一年价格变化率和开采速度变化率。由国土资源局和国家统计局相关数据计算可得，2008―2012年平均通货膨胀率为3.30%，也即平均每年价格变化的估计值i为3.30%；平均开采速度变化为正向2.20%，也即平均每年的开采速度上升百分比s为2.20%；在市场利率r的选择方面，本文选择2008―2012年平均的银行间同业拆借利率来作为市场利率，数据碜远方财富网公布的2008―2012年Shibor每月加权的平均利率，经计算其结果为2.32%。由此，将上述数据带入公式（1）可以计算出第τ年的资源租金RR2012+τ。

（2）资源生命周期的确定：资源寿命周期是资源可用于生产的预期时间或者自然资源可被开采的预期时间。2012年末的资源总储量为33.3亿 t，而每年的开采速度以2012年的2.07亿 t为基准，结合（1）中预估的每年开采量的增长速度s为2.20%，可以得到每年的标准开采量。经计算，资源生命周期为14年，前13年为标准开采量，第14年的开采量不足标准开采量，为1.86亿 t；

（3）折现率的选择：同（1）中市场利率的选择，本文选择2008―2012年平均的银行间同业拆借利率来作为市场利率进行折现，r等于2.32%。

因此，采用净现值法，探明技术可采储量的净现值按以下公式进行贴现估算：Vt=∑Nt[]τ=1RRt+τ（1+rt）τ（2）

这里，Vt是t期探明技术可采石油资产的净现值，和Nt是t期探明技术可采石油资产生命周期，RRt+τ是t+τ期石油资源的资源租金，rt是t期的折现率。

根据前文计算，针对2012年的数据，r2012为2.32%，N2012为14期，将（1）的结果代入（2），求得2012年中国境内探明技术可采储量的净现值为：

V2012=∑14[]τ=1RR2012+τ（1+2.32%）τ=1.39×109万元（3）

2.3结果分析

由资产负债表（表10）可知：2012年末，我国石油资源的资产总额为1.47×109万元，其中非流动资产1.39×109万元，流动资产8.08×107万元；负债总额为9.03×107万元；所有者权益为1.38×109万元。

本文接下来将通过一些指标来对这张资产负债表进行分析和解释。

2.3.1石油资产占政府资产比重

表11显示的是2010―2012年度我国的政府总资产、负债、净资产以及资源型资产的变化情况。由表11可知，2010年中国的资源性资产占据了资产的大部分；2011年、2012年比重有所下降，但依然占据了较大比重。由此

2.3.2资产负债率

微观会计中，资产负债率度量的是企业总资产中由债权人提供的比例，描述的是企业偿还债务的综合能力以及对债权的保障程度，常被用来衡量企业的长期偿债能力[24]。根据前文关于自然资源资产负债表的会计主体和会计要素的定义，基于自然资源资产负债表的资产负债率指的是政府进行自然资源开采活动而向生态系统的“借债”（即本文中的“生态负债”）占总资产的比重，衡量的是政府进行资源开采活动对于生态系统的破坏（保护）的能力和表现。其计算公式为：

资产负债率=生态负债总额资产总额×100%（4）

由以上公式计算所得，我国2012年石油资源的资产负债率达到6.15%。根据我国第一份绿色GDP核算报告，当年我国环境污染损失占当年GDP的3.05%，GDP污染扣减指数为1.8%。对比可知，我国石油开采行业所产生的生态负债是不容忽视的。基于表10的结果进一步计算，我们发现一直被主流经济核算体系和绿色GDP核算体系所忽略的“生态系统服务”构成了负债的最大比重，达到了98.16%。

从债权人角度看，负债占比越大，所有者权益的比重就越小，则这一债权的不可持续性就越强。所以，如果生态负债占比越大，生态系统的不可持续性就越强，石油资源开采这一经济过程的不可持续性就越强。对于政府来说，石油资源资产负债率过高，会给石油行业带来很高的“财务风险”，也会给政府带来很高的“财务风险”。

现有的一般政府资产负债表不包含生态负债，不能直观地反映政府进行资源开采而引致的生态成本，因此政府资产负债表中资产部分将被夸大，而负债部分则体现不足。忽视资源开采所带来的极大的负外部性必将影响生态系统的稳定性和社会经济发展的可持续性。

2.3.3负债权益比

微观会计中，负债权益比反映由债权人提供的资本与股东提供的资本之间的相对关系，该比率越高说明债权人投入的资本受到股东权益保障的程度越低[23]。

其计算公式为：

负债权益比=负债总额股东权益×100%（5）

对于自然资源资产负债表来说，股东权益代表政府所掌握的资源，而负债总额则代表着环境污染、生态系统服务减少等给社会带来的损失，也就是政府进行资源开采的负外部性。自然资源资产负债表中的负债权益比表示生态系统受到政府资源开采这一经济活动的保障程度，该比率越高，说明资源开采所引致的生态风险越高，自然生态系统可持续的保障性越低。

由计算可得，我国石油行业的负债权益比率达到了6.56%，说明我国石油开采行业已经引起了一定的生态风险，需要在政府的宏观决策之中予以体现。

3结论与总结

我国石油开采量总体呈上升趋势，石油开采的边际经济成本和生态成本越来越大。在我国中央政府“探索编制自然资源资产负债表”的政策指导下，本文探讨了石油资源资产负债表的编制方法和框架，建立了集“生态系统服务”、“环境污染”和“资源消耗”三位于一体的“生态负债”账户，构建了编制石油资源资产负债表所需的价值化因子表，并基于2012年数据，尝试编制了我国石油资源资产负债表。

总的来说，2012年我国的石油开采处于“高资产、高负债、强生态压力和弱可持续性”的状态。具体结果如下：

一是，石油资源资产总额为1.47×109万元，其中非流动资产1.39×109万元，流动资产8.08×107万元；负债总额为9.03×107万元；所有者权益为1.38×109万元。

二是，石油资源资产总额占到当年政府资产总额的14.43%，占政府资源性资产比重达31.12%。

三是，石油行业的资产负债率为6.15%，负债权益比达到了6.56%。“生态系统服务”构成了负债的最大比重，达到了98.16%。

随着开采的逐步深入，不可再生资源都面临边际开采成本上升的问题。石油开采的边际成本不仅仅包括传统核算的经济成本，还包括自然资源、环境等生态成本。随着资源的不断稀缺，以水换油等“以资源换资源”的开采模式也将导致越来越多的生态风险。因此，能指向经济和生态两方面的综合成本应该取代账面成本成为政府决策的依据。

此外，要落实石油资源资产负债表对于生态保护的实际指导意义，我们建议应该将石油资源开采的资产负债率、负债权益比等指标纳入官员的绩效考核体系，量化评价经济发展质量而非经济增长速度，从而纠正激励，形成投资自然促经济增长又以经济增长回馈自然的良性发展循环。（编辑：于杰）

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Study on the balance sheet of China oil resources

JI XiXIONG Lei

（School of Economics， Peking University， Beijing 100871， China）

篇(7)

一、铺底原油特性分析

（一）数量较大且相对固定 根据输送油品的不同，不断变动的是铺底油的实物本身和它的价格，但其数量却是相对固定的；其次，作为管道运行中必不可少的资源，铺底原油的数量也相当可观。2010年中俄原油管道试运行时，中国境内的漠大线（漠河—大庆）900余公里管道内就填充了55万吨的铺底原油。

（二）长期被占用，无法收回 在管道和储罐正常运行状态下，被填充进去的铺底原油将始终动态存在，除非管道和储罐废弃或进行维修清理，否则无法将其完全输出而销售；而一般情况下管道和储罐的使用寿命及大修理间隔期都较长：管道的设计寿命一般为30～50年，例如西气东输的管道设计的寿命就是50年；不同行业、不同单位，油罐的大修周期不同，但一般规定为5～10年，石油部门的行业标准确定为10年。 这也就意味着，铺底原油自被填充进去后的很长一段时间内都只能在管道和储罐内发挥作用而无法变现。

二、铺底原油资产属性分析

（一）关于资产定义的代表性观点 资产是所有会计要素中最重要的一个，也是企业赖以生存和发展的物质基础。SFAC No.5提供了四条会计确认的标准，第一条就是可定义性，即应于确认的项目必须符合某个财务报表要素的定义。关于资产的定义，目前国内外理论界主要有以下几种代表性观点：“未来经济利益观”，“资源观”和“财产权利观（产权观）”。

关于未来经济利益观，对资产定义的研究作出过重大突破的FASB认为“资产是某一特定主体由于过去的交易或事项所获得或控制的预期的未来的经济利益”。按照FASB的观点，资产的基本标志是其能否有助于企业在未来期间内获得或实现经济利益。

资源观则强调的是资产在本质上属于资源范畴。目前资源观最具权威性的定义是国际会计准则委员会（IASC）在其1989年的《财务报表的编辑和列报的框架》中的，IASC认为“资产是指企业由于过去的事项而控制的可望向企业流入未来经济利益的资源”。该定义较为具体，也易于理解和操作。

按照财产权利观来定义资产是近年来对资产定义的新尝试，它隐含着取得财产权利而发生的费用支出。1999年，英国ASB在其公布的《财务报告原则公告》中指出“资产是会计主体由于过去的交易而控制的、对未来经济利益的权利和其它增长额”。该定义是在继承了FASB和IASC有益思想后的一种扬弃，提示了资产的本质，内涵更富有弹性，并且有利于确认目前尚不能被确认为资产的项目，如租入固定资产的使用权、期权、契约等。

此外，关于资产定义的观点历史上还出现过“成本观”和“借方余额观”，但由于观点本身存在较大的理论缺陷，无法适应社会环境的变化，这两种观点已基本被放弃，在这里不做详细论述了。

我国财政部于2006年2月15日了《企业会计准则—基本准则》。新准则与《国际会计准则：编报财务报告的框架》中的资产定义大致相同，认为资产是“过去的交易或者事项形成、由企业拥有或者控制的、预期会给企业带来经济利益的资源”。 这一规定阐明了资产的本质，也从理论上与国际会计准则保持了内在的一致。

（二）资产的主要特征 会计在企业管理活动中是与法律、经济等紧密相连的，因此，在总结资产的会计特征时，也必须兼顾其经济、法律特征。会计中核算的资产首先得具有经济学中的资产所具备的特征，即效用性和稀缺性。资产的法律特征则是所有权和合法性。 在会计上，资产的特征主要有两点：一是能够产生未来经济利益，二是企业拥有或控制的资源。本文结合资产定义的几种观点和铺底原油的特有属性进行了如下分析。

（1）铺底原油能够产生未来经济利益。预期能够产生未来经济利益是资产最基本的特征，它具有高度抽象概括的特点，也是资产定义中三个方面的核心。资产具有交换、变卖、抵押、担保或清偿债务等职能，而所有这些特征，概括起来，就是服务的潜能，提供未来经济利益的能力。

作为管道中始终存在的动态填充物，铺底原油能确保管道的正常运行，间接帮助完成原油的运输，为企业带来经济利益的流入；管道废弃时，还可以将铺底原油输出，加工后进行销售，也能为企业带来收入；因此铺底原油完全可以产生未来经济利益，这既符合资产定义的未来经济利益观，也满足我国会计准则对资产定义的要求。

（2）铺底原油是企业拥有或控制的资源。这一特征界定了会计主体核算的范畴。拥有是一种所有权，而控制是一种对资源的调度或支配的权利；在会计上，如果企业能对其进行实质上的控制，那么即使不拥有所有权，也应将之视为企业的资产，融资租赁就是个例子。

铺底原油是管输企业在管线投产前就必须填充进去的，某管输企业管线中的铺底原油是当年胜利油田无偿赠与的。今后如果新建管线，企业就得自行购买，但不论是接受赠与还是企业自行购买，在管线达到启输条件前，与铺底原油相关的权利和义务就已经完全转移给企业了，企业拥有对铺底原油进行调度或支配的权利，也即对铺底原油拥有所有权和控制权。铺底原油有着辅助原油运输的功效，能够满足企业的需求，同时，企业为了获取铺底原油也必须付出代价（在市场经济中表现为价格的形式）；因此兼有效用性和稀缺性的铺底原油就是企业的一项经济资源。作为能够流通或转让的资源，铺底原油也必然有相应的产权。所以，从资源观和财产权利观上来看，铺底原油也符合资产的定义要求。

综上，不论从哪个角度来看，铺底原油都符合资产的定义和特征，将其在会计上确认为资产是毋庸置疑的。

三、铺底原油资产会计确认的定位

（一）定性为存货 经调查研究笔者了解到，某管输企业按照上级部门核定的数量和金额将铺底原油确认为存货挂账，并将全部库存分为正常库存和固化库存两个库位进行核算；正常库存参与公司日常的成本结算，而固化库存（即铺底原油的库存）并不参与。此种做法实际上是将铺底原油视为安全库存的一部分，虽在核算上将铺底原油与一般库存区分开来，但将其确认为存货仍属沿用旧法。考虑到管输业务的特殊性和该问题的历史背景，此种会计处理方法也不无道理。

但进一步思考不难发现，此举相对简化并带有一定的模糊性，合情但不合理。存货作为流动资产，其价值应该在一年内收回，加之一般的安全库存是可以正常耗用的，但基于铺底原油的特殊性，除非管道废弃，否则这部分油品将始终以动态形式存在于管道中，无法在一年之内将其完全输出而销售，也无法正常耗用；因此，铺底原油作为资产，应带有长期资产的性质，将其归为存货在流动资产中列示不合理。

（二）定性为固定资产 目前有观点认为，可以将铺底原油定性为固定资产。2006年财政部的《企业会计准则第4号——固定资产》第三条，对固定资产的确认条件重新进行了规定，指出固定资产必须同时具备以下两个特征：（1）为生产商品、提供劳务、出租或经营管理而持有的；（2）使用寿命超过一个会计年度。比照铺底原油来看：首先，一定量铺底原油的存在是管线和储罐正常运作的前提条件，它是企业为了提供运输劳务而持有的一种有形资产；其次，它的使用寿命一般也都是大于一个会计年度的。因此，相较于存货，将铺底原油定性为固定资产更为合理。

然而准则的第十四条明确规定：企业应当对所有固定资产计提折旧。但事实上管线废弃后，绝大部分的铺底原油都可以回收，损耗微乎其微，一般都忽略不计，因此，铺底原油是不需要计提折旧的，将其确认为固定资产就无法真实地反应资产的价值，不利于企业对资产进行管理和核算。

（三）定性为长期待摊费用 另一种观点是将铺底原油看作是企业管输日常作业所带来的合理耗费，认为应将铺底原油视作长期待摊费用，并采用合理方法将其分摊到各个期间。理由如下：首先，铺底原油损耗是企业的内部事项，不涉及与外部主体的往来，若将其放入预付账款或者其他应收款是不合理的。第二，长期待摊费用核算的是企业已经发生但应由本期和以后各期负担的分摊期限在1年以上的各项费用。综上，将铺底原油损耗定性为长期待摊费用有一定的理论基础。

但结合相关工艺流程进行分析后发现，大部分管输企业的清管和清罐作业都已摒弃了传统的人工清理的方法，机械化的技术对大部分管道和储罐都能够进行行之有效的清洗作业，使用机械清洗的办法原油回收率高，上文所提到的所谓的损耗微乎其微，可以忽略不计。以2万m3和5万m3原油浮顶罐机械清洗为例，在清洗过程中的回收油量分别为2000t和4000t，以每吨油4000元测算，回收油的价值分别达到800万元和1600万元。对于罐底剩余残渣，在油水重力分离，回收大部分油品之后，也可以采用离心分离技术进一步回收有价值成分，最终剩余的含蜡、沥青成分的固态废弃物还可以作为铺路原材料以回收利用。由此可见，将铺底原油视作损耗确认为长期待摊费用不符合其工艺流程，在实务上是行不通的。

（四）定性为其他长期资产 笔者认为，铺底原油性质特殊，介于存货和固定资产之间，其变现期限长，理论上较接近其他长期资产中的特准储备物资。其他长期资产是指不参与正常生产经营且具有特定用途的，除流动资产、长期投资、固定资产、无形资产和长期待摊费用以外的资产。其他长期资产中包括经国家特批的特准储备物资，它既不占用企业的资金，也不属于企业的存货，未经批准，不得挪作他用。参照上述定义特征，可以尝试将铺底原油定性为其他长期资产中的特准储备物资。值得注意的是，在探讨铺底原油的资金来源问题时如若参照特准储备物资的处理，不占用企业的自有资金，还能为为企业减轻资金成本。

综上，将铺底原油确认为其他长期资产最为科学合理，既有一定的理论依据，又能顺带解决新建管线的铺底原油资金获来源的问题，为企业减轻压力和负担，在会计核算上也更加简单易行，这不失为一种可行的思路。

会计确认是会计核算基本程序的第一步，笔者希望通过对铺底原油资产属性问题的初步探究，为铺底原油的相关会计问题研究起到抛砖引玉的作用。但本文的研究程度尚浅，研究范围有限，提出将铺底原油定性为其他长期资产也仅仅是理论上的探讨，为确保会计信息的可比性，管输企业在采纳该方案时，应在结合自身实际的同时兼顾其他同行业公司的做法，同时还要与总部进行沟通，确保该做法得到审计和税务部门的一致认可后才能顺利实施，

参考文献：