設計年中總結精品(七篇)

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篇(1)

關鍵詞：建筑產業；市場結構；規模結構；行業結構；專業結構

中圖分類號：F4079 文獻標志碼：A 文章編號：

10085831（2014）02004607

建筑產業作為中國國民經濟發展中的重要支柱產業，對維持各區域經濟的增長具有不可替代的作用[1]。經典的“結構―行為―績效”（SCP）產業經濟分析范式認為，市場結構決定企業行為，進而影響產業經濟效益和國際競爭力。本質上，建筑市場結構是指各種規模和專業的建筑企業之間的數量比例及相互關系[2]。因此，建筑產業市場結構涉及規模結構、行業結構與專業結構三個方面。目前在中國建筑業市場中，中小型企業占絕大多數，而具有強大影響力的超級大企業和企業集團較為匱乏；與此同時，小企業中全能型居多，專業化、協作化水平差[2]，這種“大而不強、小而不?！钡牟缓侠斫Y構造成了目前建筑市場無序競爭與過度競爭嚴重存在，并直接影響到建筑產業的績效水平[3]。在當前國家產業結構調整的整體戰略推動下，加快構建分工明確、合作暢通的多層次建筑產業結構，規范建筑企業市場行為，避免惡性競爭，提高國際競爭力已成為當務之急。但目前針對建筑產業市場結構進行研究的相關文獻并不多見，Stumpf [4] 、Ofori [5]、Chiang [6]等學者探討了英國、新加坡和香港的建筑產業結構發展軌跡，并分析了建筑產業競爭力與產業市場結構之間的關系；金維興 [7]、陳建國 [8]、葉敏[9]、李小冬[10]和廖玉平[11]等分析了當前中國建筑產業存在的問題，并針對這些問題提出了相關措施。整體上，這些研究缺乏系統性，難以把握建筑產業結構調整的整體狀況[2]，在多維視角下展開針對中國建筑產業組織結構動態變化趨勢的系統研究并不多見?；诖?，本研究依據產業組織理論，以中國建筑企業為研究對象，利用《中國統計年鑒》（2001-2009）與《中國建筑業統計年鑒》（2001-2009）從規模結構、行業結構與專業結構三個維度系統揭示進入21世紀中國建筑產業近10年市場結構的演變趨勢，挖掘其內在的本質和規律性，為建筑產業市場結構合理化政策的提出，以及實現建筑業經濟增長的長期性和持續性提供必要的理論依據。

一、中國建筑產業規模結構演進趨勢分析

建筑產業規模結構反映建筑產業大、中、小企業的比例關系，主要采用絕對集中度與相對集中度這兩個市場集中度指標來刻畫。其中，絕對集中度主要反映特定產業中處于前幾位的企業集中程度，但它并不能很好地反映企業規模分布狀況。基于此，本研究采用相對集中度指標研究中國建筑產業規模結構演進趨勢。相對集中度主要采用洛倫茨曲線、基尼系數和赫芬達爾指數來表示?？紤]到建筑產業指數計算時數據搜集的困難度，故不選用赫芬達指數作為本研究的評價指標。

（一）數據來源

根據《中國統計年鑒》（2001-2009）以及《中國建筑業統計年鑒》（2001-2009）搜集近9年中國建筑企業資質等級劃分的企業數和企業總產值的基本數據。需要強調的是2000-2001年，建筑產業企業的資質等級劃分為一級、二級、三級、四級和等級外，而2002-2008年的建筑產業企業的資質等級劃分為特級、一級、二級、三級及以下、等級外。

（二）基于洛倫茨曲線的中國建筑產業規模結構演進趨勢

洛倫茨曲線反映的是市場占有率與市場中從小企業到大企業的累計百分比之間的關系。本研究繪制出中國建筑產業洛倫茨曲線圖（圖1）。該圖的橫軸表示建筑業市場中由小到大企業數目的累計百分比，縱軸表示這些分類企業的年產值占建筑業總產值的累積百分比。

若所有的企業規模完全相同，即全體企業平均分配市場，則洛倫茨曲線是一條均等分布的對角線。反之，洛倫茨曲線表示為對角線下方的一條曲線。一般來說，曲線偏離對角線凸向右下角程度越大，就表明企業規模分布的不均勻程度越大，換句話說，就是市場集中程度越高。

由表1可以看出，中國建筑產業在9年內的整體規模變化程度不大。2003-2004年可以看作是一個比較大幅度的增長，說明從這年開始企業規模的層次性轉變比較明顯。另外，各年基尼系數的計算數值都介于0和1之間，說明建筑企業間的規模分布是有差距的，且中國的建筑市場不是一個完全壟斷的市場。需要指出的是2000、2001年的基尼系數很大，特別是2000年的數值大小幾乎接近于2007、2008年。其原因可能是2002年前后中國建筑業企業資質等級劃分有所調整。最后，通過基尼系數從2000-2008年的變化情況，可以預測出中國建筑業市場的規模結構在未來幾年的演進趨勢是將以較為平緩的速度逐漸拉開差距。

（四）中國建筑產業規模結構發展的總結與建議

根據上述分析可以看出，中國建筑產業集中度無論是絕對值還是相對值整體上都處于偏低的狀態，整個中國建筑市場競爭異常激烈。更為重要的是，與其他產業相比，建筑產業最大的特征在于市場結構存在局部壟斷性，這主要表現在以下三個方面[2]：第一，建筑產品的固定性造成了建筑市場易受地方保護主義的影響，加劇地區市場分割的局面；第二，建筑產品受到建設部、水利部、交通部等多部門監督管理，因而其市場準入容易受到部門保護主義的影響；第三，目前中國建筑產業所采用的多層次承發包體系，以及相應的資質管理專業劃分，為專業企業形成專業壟斷提供契機。這樣，實際上中國建筑產業市場結構形成了一種“競爭為主，局部壟斷并存”的局面。在這種局面下，大型的國有企業在水利、交通、鐵路等工程領域具有絕對優勢，競爭并不充分，與之相比，其他的中小型企業處于過度競爭狀態。這種局面既不利于中國建筑企業資源的合理配置，也不利于整體建筑效率的提升。未來，提高建筑產業的進入門檻、適度增加進入壁壘，防范控制地方保護主義與部門保護保護主義，進一步完善工程交易的相關法規，對中小型建筑企業給予必要的政策與資金的扶持，將有助于優化中國建筑市場的競爭環境[12]。

二、中國建筑產業的行業結構演進趨勢分析

建筑產業的生產經營活動涉及面非常廣泛，不僅包括建筑工程，還包括土木工程與安裝工程等多個行業。本質上，各行業類型所劃分的行業結構是建筑產業的各個子市場，即生產不同類型建筑產品的建筑企業構成的子市場。不同行業的競爭程度各不相同，該指標主要反映建筑產業市場競爭格局。

（一）數據來源

根據《中國統計年鑒》（2001-2009）搜集的近9年中按建筑業行業劃分的企業數和建筑企業總產值的基本數據。需要指出的是，搜集的數據不包括勞務分包企業以及資質以外的企業。另外，因2003年起年鑒的各行業名稱和分類有所調整，在此省略其他建筑業這一項，具體數據見表2。

（二）中國建筑產業的行業結構演進趨勢

中國建筑行業以房屋和土木工程兩個為主，建筑安裝業和建筑裝飾業為輔。房屋工程建筑從2000年開始到2008年總產值一直呈遞增趨勢，2000年的總產值是14 316.8億元，2008年的總產值是36 720.7億元，增長幅度高達1.5倍；然而企業個數并沒有與總產值保持一致的發展趨勢，反而有所減少。土木工程建筑從2000年開始無論是總產值和企業個數，還是在行業中所占的比例都呈遞增趨勢。2000年的總產值是5 821.7億元，2008年的總產值是17 040.1億元，增長了近2倍；同時土木工程建筑總產值所占行業比重也從25.2%提升到了27.5%。另外，建筑安裝業和建筑裝飾業總體上也呈現出遞增的趨勢。

（三）中國建筑產業行業結構發展的總結與建議

根據上述分析可以看出，目前中國整體建筑市場規模正在不斷擴大。其中，房屋建筑的施工技術較為成熟，而且市場壁壘較低，造成企業眾多、規模偏小，市場競爭激烈；與之相比，土木工程對資金、技術和管理有較為嚴格的要求，行業進入壁壘較高，而且該類項目多為政府投資項目，部門保護嚴重，市場競爭程度較低[2]。與之相比，建筑安裝和裝飾市場規模相對較小，但企業和產值正在逐步增加，展示出良好的發展潛力。未來，政府應著力扶持建筑安裝和建筑裝飾兩個行業發展，這兩個行業既是房屋工程行業和土木工程行業的有益補充，又是未來工程領域發展的重點。對于房屋工程行業應該加大行業進入壁壘、提高集中度，培育一批有國際競爭力的大型企業，而且穩步引導企業向土木工程行業轉型，緩解過度競爭壓力。對于土木工程行業應該建立市場監管的長效機制，杜絕工程領域商業賄賂的發生；規范工程交易行為，提高監管的有效性，遏制部門保護主義，提高競爭的強度。

三、中國建筑產業的專業結構演進分析

自1984年中國實行企業資質等級管理后，國家先后多次對各類施工企業資質等級標準進行修訂。2001年制定的新建筑企業資質劃分為施工總承包、專業承包和勞務分包三個序列。該資質管理辦法決定了不同類型的建筑企業的職能分工和市場空間，三種類型的企業構成了建筑產業的專業結構。該指標是建筑產業內分工協作水平的客觀反映。

（一）數據來源

根據《中國統計年鑒》（2001-2010）搜集8年中按總承包、專業承包劃分的企業數和建筑企業總產值的基本數據。特別指出搜集的數據不包括勞務分包企業以及資質以外的。另外，因2002年前建筑業被分為一級、二級、三級、四級，2002年以后才被分為施工總承包、專業承包、勞務分包。所以前后兩者的數據不具有一致可比性，在表3就只列舉了2002-2009年中國建筑業企業專業結構分布的數據。

（二）中國建筑產業的專業結構演進趨勢

從表3數據可以看出，中國建筑業市場呈現出以總承包為主、專業承包為輔的格局，并且從2002-2009年總承包和專業承包的企業數和從業人數呈遞增趨勢，同時反映出中國建筑業產業專業結構規模在擴大?？偝邪计髽I總數比例從2002年的63%到2009年的54.2%，專業承包占企業總數的比例從2002年的37.0%到2009年的45.8%，說明雖然從企業總數上顯示兩者都有所增長，但

專業承包的規模比總承包規模擴大更多，即中國建筑業開始注重專業化。但同時專業承包的從業人數占從業人員總數的比例從2002年的12.8%下降

到2009年的11.1%，說明中國建筑業專業承包的企業規模數目與相應的從業人員不成正比，重量不重質。這一點也可以從企業平均人數分布看出。另外，中國建筑業的總產值在8年中不斷增長，2002年總承包產值共計15 069.6億元，占總產值總額的85.1%，專業承包總產值共計2 639.0億元，占總產值總額的14.9%；到2009年總承包產值高達67 964.6億元，所占比例提高至88.5%。而專業承包雖然也增長到了8 843.2億元，但所占比例卻有所降低，僅有11.5%。以上說明了中國建筑業總承包和建筑業承包企業的發展失衡，這一點也可以從企業平均產值的變化看出。

為了更深入地了解企業的專業結構內部狀況，尋找造成總承包與專業承包企業發展失衡的原因，從《中國統計年鑒》（2003-2009）以及《中國建筑業統計年鑒》（2003-2009）搜集7年中按建筑企業資質等級劃分的企業數和建筑企業總產值的基本數據，分析專業結構下企業的規模分布，形成數據見表4。

表4 2002-2008年中國建筑業專業結構的企業規模分布

年份企業數量（個）

從2002年開始，三級以下的企業占主要部分。例如，2006年總承包和專業承包三級以下的企業數量達到了企業總數的63.7%?？傮w上，企業數量是按企業資質級別從小到大分布，例如2008年企業總承包特級數量是343最小，而三級及以下的數量是22 034最大。但是，從每一年的平均人數和平均產值這兩列可以看出，其分布并不是按照企業數目的規律，而是相反的呈現倒金字塔的形式，即等級越高，平均規模越大，平均效益越高。由于從2002年開始有了總承包和專業承包的分法，我們選取2002、2005、2008這3年來看其中的發展趨勢差距。2002年，總承包特級的平均人數和平均產值分別是一級企業的2.2和3倍，二級企業的5.8和13.2倍，三級及以下企業的15.4和45.8倍；專業承包一級的平均人數和平均產值分別是二級企業的2.5和3.9倍，三級及以下的4.1和8.2倍。2005年，總承包特級的平均人數和平均產值分別是一級企業的3.5和4.6倍，二級企業的11.2和27.9倍、三級及以下的28.6和87.7倍；專業承包一級的平均人數和平均產值分別是二級企業的2.6和4.9倍，三級及以下的5和10.9倍。2008年，總承包特級的平均人數和平均產值分別是一級企業的4.1和5倍，二級企業的13.3和28.6倍，三級及以下企業的34和80.6倍；專業承包一級的平均人數和平均產值分別是二級企業的2.9和4.6，三級及以下企業的5.7和10.4。從這3年每年的平均人數和平均產值看出，總承包比專業承包的差距大很多；另外，隨著時間的推移，總承包特級企業與其他級別企業的差距逐漸增大，而專業承包一級企業與其他級別企業的差距隨時間的改變波動不大。

（三）中國建筑產業專業結構發展的總結與建議

根據上述分析，目前中國建筑市場中，總承包企業數量過多且規模偏大，而專業分工企業結構分布不合理，總承包企業與專業承包企業尚未建立起完善的分工協作關系，造成競爭不均衡[2]。未來，總承包企業應該向設計、管理咨詢行業發展，向附加值更高的領域邁進，將生產職能逐步讓位于專業分包企業。建立有效的總分包體系，將有效提高產業內部的分工協作水平，促進組織結構的優化，提升建筑產業鏈的整體效率。

四、結論

根據產業經濟學和產業組織理論，對中國建筑產業組織結構從規模結構、行業結構、專業結構三個維度進行了具體分析。從規模結構的角度看，近10年中國建筑產業市場企業規模比較穩定，整體上呈現出“競爭為主，局部壟斷并存”的局面。未來，提高建筑產業的進入門檻、適度增加進入壁壘，防范控制地方保護主義與部門保護保護主義，進一步完善工程交易的相關法規，對中小型建筑企業給予必要的政策與資金的扶持，將有助于優化中國建筑市場的競爭環境。從行業結構的角度看，房屋建筑的施工技術較為成熟，而且市場壁壘較低，造成企業眾多、規模偏小，市場競爭激烈；與之相比，土木工程對資金、技術和管理有較為嚴格的要求，行業進入壁壘較高，而且該類項目多為政府投資項目，部門保護嚴重，市場競爭程度較低。未來，對房屋工程行業應該加大行業進入壁壘、提高集中度，培育一批有國際競爭力的大型企業，而且穩步引導企業向土木工程行業轉型，緩解過度競爭壓力。從專業結構的角度看，現在中國建筑產業的總承包和專業承包失衡，總承包企業的數量過多而且規模偏大，而專業分工企業結構分布不合理，總承包企業與專業承包企業尚未建立起完善的分工協作關系，造成競爭不均衡。未來，建立有效的總分包體系將有效提高產業內部的分工協作水平，促進組織結構優化，實現建筑產業鏈整體效率的提升。 參考文獻：

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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我國城鎮居民人均醫藥消費的總體概況

    醫藥消費既包括醫療服務的消費.又包括藥品的消費.這兩種消費項目下義分別包含若干小項目.在統計f:極為困難㈣。所幸,我們不需要計算這些單個項日的消費量再求和也可以獲得醫藥消費量的數據。通過《中華人民共和國統計年罄》,我們知道,醫療保健用品包括醫療器械、中藥材及巾成藥、西藥、保健品、醫療保健服務等項目.這上E足本文所指的醫藥消費量。根據《中華人民共和國統計年罄》我們町以獲得“醫療保健支出”數據,該數據在扣除物價卜.漲因素后.完會町以代替醫藥產品消費量作為我【日居民醫藥消費水平的評價指標/71。表l顯示的是經價格指數調整后的我同城鎮人均醫療保健支出在近8年內的變化情況.即是醫藥消費量的變化情況。8年間(除了1999年)在扣除物價上漲閃素后,實際的人均醫藥消費量逐年增加.醫藥消費在居民全郎生活消費支出中的比暈也逐年提高。這一事實可由圖l進一步得到證明,8年來.人均消費性支出隨人均可支配收入的增加以幾近相同的速度增加。但醫療保健支出卻以更高的速度增長,,根據已有的研究研,醫藥消費品屬丁邊際消費遞增產品.它會隨著收入的增長以更高的速度增長。那么.圖I顯爪的醫藥消費的高增長到底是ttt于醫藥消費品本身的經濟屬性決定的.還是這8年的醫藥改革確實改善了人們的醫藥福利水平呢?這還有待于我們進一步的研究。

    2模型與數據

    2.1模型

    根據常識.個人醫藥消費量受人均可支配收人、衛生技術人員數、保險狀況、個人消費爿慣,年齡等因素影響。有許多影響因素是難以控制的.把影響因變最的觀測不到的因素分為兩類:一類是恒常不變的;另一類則隨時間而變。令i表爪橫截面單元.t表示時期?？梢缘玫较旅娴哪Ｐ?Y.I=po+60I)+BlX。+4+Ud(1)i表示某省市.而t表示時期。變量D是t=l時等于0.而當t=2時等于l的虛擬變量。當t=l時,截距為B。,t=2時,截距為Bo+80。變量ai包括了影響Y.。的全部觀測小到的、在時間卜恒定的因素。在本文中指那螳影響醫藥消費的.f日義不隨時間變化的因素,如消費習慣等;誤差U。代表r岡時而變且影響著Y。。的那些觀測不到的因素;X。表示可觀察劍的影響醫藥消費量的因素,在本中指收入、衛生技術人員數。采用差分方法對模型進行改造。,由于消費習慣屬于固定因素.因此在差分過程l}J被刪除。經差分后,模型的形式轉變為:AY=80+Ad+13AX+AU.(2)表爪變量從t=l劍t=2的變化。非觀測效應ai不再出現在公式中,因為它已經被差分掉了,式中的截距8。,是在保證j￡他條件不變的情況下.醫藥消費最從t=l到t=2的變化。d是虛擬變最,將1997—2005年期間.分為7個時間段,8有7個倩,考察這7個值的變化.就可以得知在其他條件不變的情況下醫療體制改革帶來的人均醫藥消費量的年際變化,.因為在1997--2005這8年中.我國進行了不問斷的醫療衛牛體制改革.有的足針對醫療領域的.有的是針對藥品生產與流通領域的。年際之間改革的內容、手段都有所小同.因此用年度虛擬變量來表爪改革措施實施的后醫藥消費氍的變化是恰當的,、本文關注的焦點在于年與年之間的醫藥消費璉是否存在娃著差異,也就足6值的符號及其顯著性.以此判斷改革的效果。

    2.2數據來源

    本文數據源自《中華人民共和同統計年鑒》,時間跨度為1997--2005年.選取除西藏自‘治區外的30個省為樣本。.這樣選取數據和樣本是岡為:第?。我凼醫療體制改革。特別是藥品流通體制改革從1997年正式肩動:第二.西藏自治區的數據在個別年份難以獲得.考慮到30個樣本L三屬于大樣奉。囚此占掉該區數據小會影響分析結果,具體來講.本文涉及以卜.項日數據:醫療保健支出,此數據為醫藥消費龜的變量:每萬人衛生技術人員數(衛生機構技術人員數與當年的人口數相除{珥乘以10叩0得到).此項數據用以代表醫療供給對醫藥消費量的影響:消費者價格指數:醫療保健價格指數:可支配收入(千元)。

    2.3模型設計與解釋

    本文選取入均醫療保健支出(Y)作為關注對象,這樣做的原因足:一方面人均醫療保健支出水平等價于醫藥產品消費碴.直接關系到人民健康.是衡量一國或地區人民生活水甲.的重要標志.對該指標的年度比較可以很直觀地顯示出醫療體制改革的成果另一方面.在《中華人民共和圖統計年鑒》中。醫療保健支出作為一個獨立的項日加以統計.有利于獲取數據在具體的操作過程中.用每年醫療保健的價格指數去除每年的實際醫療保健支出會額。得到以基期醫療保健支出額為標準的數據,該數據n,看做實際醫約消費量。本文認為.個人醫藥消費趕受人均可支配收入、衛牛技術人員數、個人消費習慣等岡素影響,,其中個人消費習慣屬于同定因素,在差分過程巾被刪除。本文中.醫療保健支出數據(Y)經過以1997年為基期的醫療保健產品價格指數的調整;個人可支配收入(ine{,me)經過以1997年為基期的消費者價格指數調整;衛牛技術人員數(health)根據歷年統計年鑒相關數據計算得到。具體模型如F:Yl=00十0Id2+e2d1+03d4+04d5+05d6+06d7+07ds4-13}Aincomei+132Ahealth。+Au。(3)為了增加模瓔的顯著性.在實際回歸過程中先對各變量取自然對數值然后再差分。得:AInYI=00+Old2+02d,+0,d4+04d5+05d6+06d7+07d84-8lAlnincome。+132Alnhealth。+Au。(4)常數項0。表爪1998年與1997年的醫療保健支出差額。d:到d。是虛擬變量,如果數據來自于1999年與1998年的差額,則d:等于l,否則等于0;如果數據來自于2000年與1999年的差額.則d,等于l,否則等于O:余者類推。

    2.4結果

    表2分別表示了兩種情況下的回歸結果.表巾第二列數據對應模型(3)的I口J歸結果,模型整體通過檢驗,R2值為0.223。醫療消費量變化的22.3%得到了該模型的解釋。收入對醫藥消費量產生了暈耍影響.通過了5%的顯著性檢驗。常數項等于57.82,說明1998年相比1997年醫藥消費龜增加了57.82無的購買力;d:的系數一88.597。說明1999年比1998年醫藥消費饋減少r88.597元的購買力,類似的d4、d。、d,的系數都為負而且顯著,說明2000到2001年、2002年到2004年的醫藥消費量接連下降:d,的系數為負,d,系數為止,d。的系數為負,但均不硅著.說明沒有證據表明2000年與1999年、2002年與2001年、2005年與2004年的醫藥消費量存在顯著差異:Income的系數31.257表明收入的增長幅度每增加l000元.醫療保健支出將增加31.257元,,health的系數雖然為止.但沒自.通過檢驗,不能證明醫療供給與醫療消費饋之間存在顯著關聯。,表2中第三列數據對應模型(4).R_Z=0.87l,模型}l!!體顯著性有J,很大提高。醫療消費量變化的87.1%得到r模型的織釋。這對于差分模型來說L經是相當大r。由于AIny=lnv。一lny.。a(Yl-Y。)/Y。,表示變量比率的變化,因此Lj模型(3)的同歸結果相比.部分系數的符號方向不同。另外.根據模型(4).醫≯,供給的變化對醫療消費量比率變化有顯著影響,每萬人技術人員數增長l%.人均醫藥消費繁增加1.7l%。一般結論:無論足根據模型(3)還是模型(4)。在控制了其他閃素之后.我們發現:從消費絕對量來說,1997--2005年以來.醫藥消費量只有1998年增加.其他年度.要么逐年遞減,要么與上一年持平。從變化比率來看。1998、2001、2003三個年度的,受化率有所增長.其余年度均下降,收入水平的提高對絕對醫藥消費璉和醫藥消費量變化率都有顯著的促進作用。醫療供給的,跫化雖然對絕對醫藥消費髓未見顯著影響,但對醫藥消費量的增長率卻有明顯的促進作用。

    2.5模型的不足之處和需要完善的地方

    醫藥產品的消費蕈受許多因索影響.除收入外,還有如醫療保險的普及率、人121老齡化程度等。根據已有的研究成果.年齡越高.醫療保險的普及率越高,對醫藥產品的依賴性越強.需求量越大。而這些因素都是隨時間而變的.應該納人模型當中.但由于我國在2001年以前主要實行公費醫療和勞保醫療制度.2001年后城鎮職工基本醫療保險才逐漸普及.因此醫療保險數據很難收集。統計資料中。我國城鎮人口老齡化數據資料也少有系統報道。但幸運的是這些都不足以對本文的結論帶來顯著影響:眾所周知,我國正在步入老齡化社會.我國的醫療保50-的范圍也在逐年擴大.因此醫藥產品的消費量應該逐年提高,也就是說,在奉文模型中,d:到d,的系數更臆該為正。fEi本文的回歸結果卻與之相反,這進一步說明r1997—2005年1.u】的衛生體制改革是不成功的。

篇(3)

［關鍵詞］加工貿易出口；生產率增長；Malmquist指數；動態面板 模型

一、引 言

中國近三十年來的改革開放和經濟轉型策略在對外貿易尤其是加工貿易方面取得了巨大成功 ，20 07年，中國對外貿易總額達到217373億美元，是繼美國、德國之后的世界第三大對外貿易 國，出 口總額121778億美元，僅次于德國；①這其中，加工貿易總額98604億美元，加工貿 易出口 61756億美元，占中國對外貿易總額和出口總額比重分別為4536％和5071％。中國在 出口貿易 方面展現出的強大競爭力已經引起國際社會的廣泛關注，并為對外貿易與經濟增長關系的學 術研 究和相關政策分析提供了新的鮮活案例。國內外就中國對外貿易發展對生產率影響的實證研 究異 常豐富，但大多基于貿易整體視角，或偏重于強調通過進口獲得發達國家的技術 溢出。出口方面，除基于Feder(1982)的分析框架，實證

檢驗出口部門是否存在更高的邊際要素生產率以及是否存在向非出口部門的外溢效應的 研究②外，近來，Fu(2005)、［ 1］張杰、李勇和劉志彪(2008)［2］對于出口是否促進中國生產率增長命題，分別 從行業和企業層面提供了經驗證據。然而，需要指出的是，大量文獻已經注意到中國在加工 貿易的全球生產和分工體系中主要處于勞動密集型環節的事實(關志雄，2002；Lall和Albal adejo，2004；盧鋒，2004) ，進而質疑中國在發展加工貿易過程中的獲益程度(劉正良和劉厚俊，2008；閻國慶等，200 9)，卻鮮有文獻嚴謹深入地分析論證中國加工貿易出口是否促進了生產率增長，以及這種作 用發揮的約束條件。如果中國加工貿易出口的飛速發展僅獲取微薄的加工費用，不能或較少 獲取貿易的動態利益，這種模式顯然是不可持續的，也不利于中國的增長方式轉變及長期經 濟增長。因此，深入分析加工貿易出口對中國生產率的促進作用及其發揮的影響因素，是一 個具有豐富政策蘊含的重大命題，尤其是受到國際金融危機沖擊，中國出口的外部環境 已經發生了變化，同時，國內經濟發展面臨資源環境等約束，增長方式急待轉變，這個問題 的研究顯得尤為迫切。

二、研究設計

(一)生產率的測度

早期對全要素生產率的測度主要采用索洛剩余法，但該方法要求的生產函數已知等假設過于 苛刻，實際上難以滿足，而基于DEA的Malmquist指數法作為一種非參數方法，由于并不需要 對生產函數的形式和分布做出具體假設等優點，在近來的研究中被廣泛使用。本文以中國大 陸30個省、自治區、直轄市(由于數據不全未包括)作為決策單元(時間跨度為1999―200 7 年)，以物質資本和勞動力作為投入要素，地區生產總值作為產出，③基于非參數Malmq uist指數方法，得到2000―2007年中國30個省份的全要素生產率變化指數。測算結果表明， 從 整體發展趨勢看，中國的省際全要素生產率呈下滑態勢，其水平值(1999年為1)由2000年的1 007，下降為2007年的0953，年均下降08％。需要指出的是，雖然由于我國經濟尚處 在主 要依靠要素投入的發展階段(郭慶旺和賈俊雪，2005)，以及體制改革遇到瓶頸束縛、工業上 廣泛蔓延的無效率(鄭京海、胡鞍鋼和Bigsten，2008)等因素可能阻滯了全要素生產率的提 升，但我們的測算結果并不意味著中國在這段時期沒有技術進步，因為有多種因素可能影響 測算結果。例如，我們的測算只包含了非物化的技術進步，而一部分以先進機器設備等形式 內嵌于資本要素投入的技術進步并沒有在Malmquist指數中得到反映。劉舜佳(2008)［3 ］基于 同樣方法的測算也表明，中國全要素生產率呈逐年下降趨勢，且改革開放后比改革開放前明 顯，我們與何元慶(2007)［4］等的做法一致，并不在DEA分析過程中施加技術無退步 的約束，也不對Malmquist生產率指數的負值進行修正。

(二)模型與方法

在測算了中國省際Malmquist生產率指數以后，設定本文的基本模型如下：

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

其中，TFPCH代表全要素生產率增長率，PEX為加工貿易出口變量。HC和RD分別表示人力資本 和研發能力，新增長理論特別強調人力資本和研發能力對技術進步的作用(Lucas，1988；Ro mer， 1990)，認為這兩者是生產率增長的重要源泉?？紤]到研發轉化為現實的生產率可能 存在時滯，我們在模型中設置了研發變量的一期滯后項。為考察相關因素對加工貿易出口促 進生產率作用發揮的影響和制約，進一步在模型中引入加工貿易出口與相應變量的交叉項：

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

PEX*X為加工貿易出口與相應變量的交叉項，X代表需要考察的市場化水平(MAR)、人力資本( HC)、研發能力(RD)、二元結構狀況(DU)、金融發展(FD)、基礎設施(INFRA)、宏觀經濟穩定 性(MS)等一系列因素。為簡化模型同時避免參數過多導致模型無法識別，參照Chang、Kalta ni和Loayza(2009)［5］的做法，實證檢驗時模型每次只包含一個交叉項，逐次進行 檢驗。

式(1)、式(2)的估計采用動態面板模型GMM方法，以有效控制解釋變量的內生性等問題。引 入被解釋變量的滯后項，并設置相應的時間和區域虛擬變量，針對式(1)、式(2)構建的動態 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分別代表時間和區域虛擬變量。因2005年后人民幣匯率進行 了一系列改革，在模型中設置時間虛擬變量YR0507加以控制，2005―2007年取值為1，2000 ―2004年取值為0；區域虛擬變量EAST的設置則是為了控制東部地區與中西部地區在經 濟和 貿易發展方面的明顯異質性。 動態面板GMM估計可以分為一步和兩步GMM估計。由于兩步估計的標準差存在向下偏倚，經過 Windmeijer(2005)調整后偏倚會減小，但會導致估計量的近似漸進分布不可靠，所以在經驗 應用中通常使用一步GMM估計量(Bond，2002)。另外，在新增工具變量有效的情況下，一步 系統GMM比一步差分GMM估計更可靠(Arellano和Bover，1995；Blundell和Bond，1998)。我 們的模型最終選擇一步系統GMM估計，實際估計模型時，為克服內生性問 題，除區域和時間虛擬變量外，其他所有解釋變量均作為前定變量處理。

(三)變量與數據

實證分析采用2000―2007年除外中國大陸30個省份的面板數據。我們已經基于非參數Ma l mquist指數法測度了省際全要素生產率增長率，本節界定模型中涉及的其他變量，并介紹數 據來源。

加工貿易出口(PEX)，以地區加工貿易出口額占GDP的比重度量，數據來自各省歷年的統計年 鑒及商務部網站。人力資本(HC)的測度采用平均受教育 年限法。受教育程度的原始數據來自歷年的《中國人口年鑒》和《中國人 口和就業統計年鑒》。研發能力(RD)變量以研發內部經費支出占GDP的比重度量。市場化水 平(MAR)，采用樊綱、王小魯和朱恒鵬(2007)測算的市場化指數。二元結構狀況(DU)， 采用二元反差系數衡量，計算公式為：DUit=(|yAit-lAit|+|yN it-lNit|)/2。其中，yAit和lAit分別代表各省份的農業 產值比重和農業就業比重，yN it和lNit分別代表非農產值和非農就業比重。

金融發展(FD)變量。由于中國銀行部門存在政策性貸款和不良信貸，采用全部信貸占GDP比 重指標會高估金融發展水平，因此采用更準確的非國有部門貸款占GDP比重指標。④基礎 設施(INFRA)變量遵循姚樹潔，韋開蕾(2008)的方法，通過交通基礎 設施來反映，度量指標為每1萬平方公里所具有的鐵路、水路和公路里程。宏觀經濟穩定 性(MS)變量，采用居民消費價格指數(cpi)作為指標，由于cpi是一個逆向指標，進行極 值標準化處理：MSit=[SX(]cpimax-cpiit[]cpimax-cpimin [SX)]。處理后，MS∈［0，1］，MS取值越大，表明宏觀經濟越穩定。

其它未說明數據來源的研發能力、二元結構狀況、基礎設施水平、宏觀經濟穩定等變量的原 始數據來自歷年的《中國統計年鑒》及各省統計年鑒。

三、實證結果與分析

基于一步系統GMM方法，相關模型估計結果列于表1和表2。從診斷檢驗來看，各模型選取的 工具變量及其滯后階數是合適的，所采用的工具變量表 現良好，AR(2)檢驗表明差分方程得到的殘差不存在二階自相關，Hansen test顯示過度識別 條件成立，下面根據估計結果進行分析。

表1的模型(1)-(4)報告了基于式(3)的不含交叉項的估計結果。模型(1)僅包括了加工貿易出 口(PEX)作為主要解釋變量，模型(2)、(3)在模型(1)基礎上分 別引入人力資本和研發能力變量，模型(4)同時引入人力資本和研發能力變量。結果顯示， 加工貿易出口變量的系數為正，但并不顯著，原因是多方 面的：第 一，中國加工貿易出口發展主要依賴勞動力、土地、政策等因素，這種擴張模式使得出口部 門缺乏技術創新動力和壓力，對我國技術進步和生產率增長的促進作用比較小。第二，中國 加工貿易具有“大進大出”特征，尤其是關鍵技術設備和重要中間投入品主要依靠進口，因 而加工貿易部門與區域經濟的關聯程度低、波及效應差，影響到加工貿易出口技術外溢效應 的發揮。第三，外商投資企業在中國加工貿易發展中扮演了重要角色，但外資企業可能會通 過獨資、相互配套等方式，以限制技術外溢和擴散，甚至會通過資源爭奪、過度競爭 或壟斷等手段阻礙內資企業技術進步(馬林和章凱棟，2008)。

另外，在模型(2)、(4)中，人力資本(HC)的估計系數為正但不顯著。由于勞動者能力的激 發、人力資本作用的發揮依賴于合理 的激勵機 制，而且，人力資本需要達到和超過一定“門檻”才能顯著促進生產率增長(Iranzo和Peri ，2009)，［6］而中國目前的人力資本可能未達到臨界水平(彭國華，2007)，導致 其對TFP增 長的影響不顯著。模型(3)、(4)則顯示，以研發內部經費支出的GDP占比衡量的研發變量系 數在當期為負，滯后一期顯著為正。這可能是因為研發領域的市場競爭體制有待完善， 研 發投入的使用存在扭曲(李小平和朱鐘棣，2006)，因而研發活動在當期會因占用生產資金而 負面影響企業生產效率，其正向效應在下一期才能顯現(蔣殿春和張宇，2008)。

模型(1)-(4)的估計結果表明加工貿易出口對中國生產率增長的促進作用并不顯著，那么， 市場化水平、人力資本、研發能力、二元結構狀況、金融發展、基礎設施和宏觀經濟穩定等 因素如何影響到這一作用的發揮？模型(5)-(11)進行了實證檢驗，表2報告了檢驗結果。表2 各模型中，PEX的系數變得不穩健，這是因為引入交叉項后，PEX對TFPCH的邊際影響由式(1) 的猓北湮 (2)的 1+。人力資本的系數為正，但不顯著，研發變量的系數當 期顯著為負，滯后一 期顯著為正，這與表1各模型的結果一致。下面我們探討加工貿易出口與相關變量交叉項(PE X*X)的估計系數。

模型(5)中，加工貿易出口與市場化水平的交叉項(PEX*MAR)系數為正，表明市場體制的逐步 完善有利于加工貿易出口的競爭效應等促進生產率增長機制的發揮，但交叉項系數不顯著， 這可能是由于近期經濟轉型遇到制度瓶頸體制改革難度加大(鄭京海、胡鞍鋼，2005)，市場 化改革進程相對緩慢，考察期內市場化指標的變化不大導致的。模型(6)中，加工貿易出口 與人力資本的交叉項(PEX*HC)系數顯著為正，說明人力資本的提高有利于加工貿易出口 對生產率促進作用的發揮。在模 型(7)a中引入加工貿易出口與研發的交叉項(PEX*RD)，估計系數為正，但不顯著；在模型(7 )b中，以各省份每萬人中三項專利授權數作為研發產出指標代替投入指標進入交叉項， 估計系數為正且顯著，這可能與目前的 研發資源分配有關。中國的研發投入大多集中于大中型國有企業，但國有企業普遍存在治理 結構不完善問題，R&D產出效率低，而在加工貿易出口中承 受較大競爭壓力的非國有企業，卻難獲相應的研發投入支持。因此，相對于投入，產出指標 能更好度量中國的研發能力，實證結果揭示，研發能力對加工貿易出口促進生產率作用發揮 正向影響，且在5％水平顯著。模型(8)中，加工貿易出口與二元結構狀況的交叉項(PEX*DU) 估計系數為負且顯著，說明二元反差系數越大的地區，一般加工貿易出口規模相對較小，分 工深化和規模效應受到限制，將制約加工貿易出口對生產率促進作用的發揮。模型(9)、(10 )和(11)分別引入了加工貿易出口與金融發展、基礎設施和宏觀經濟穩定的交叉項，估計系 數均為正，且在5%水平上顯著，表明這些變量方面的改善有利于加工貿易出口對生產率促進 作用的發揮。

總結模型(5)-(11)的估計結果，加工貿易出口促進生產率作用的發揮受到一系列因素的制約 ，只有 達到某一臨界值(X=- 1/ )，⑤才能跨過“門檻”?；谑?4)，我們測算了相關 變量的臨界值，列 于表3，表3同時也列出了各變量的全國、東部、中西部地區平均值。從全國平均水平來看 ，人力資本和研發能力變量已達到臨界值，二元結構水平、金融發展和宏觀經濟穩定等變量 也已越過“門檻”。而在漸進式改革背 景下，目前改革已進入縱深階段，進一步改革以匹配中國 在其他指標上的明顯改善的難度不斷加大，市場化指標未達到臨界水平。另外，雖然近些年 來中國政府一直注重基礎設施的改善，并加大了對落后地區的基礎設施投資，但基礎設施變 量的全國平均值也未達到臨界值。表3還揭示東部和中西部地區具有明顯的異質性，處于改 革進程和發展水平前列的東部地區相關變量的平均值都已越過臨界水平，而在中國分散試驗 的改革策略和梯度推進式的開放進程下，由于在初始發展水平、政策扶持力度、產業結構、 技術條件、地理環境、資源稟賦等方面與東部地區存在差異，中西部地區相對落后，在市場 化水平、研發能力、二元結構狀況及基礎設施建設等方面的平均值尚未達到臨界值。

四、結論及啟示

利用國際貿易管道促進生產率增長，是發展中國家在開放經濟條件下培育經濟長期增長動力 、促進經濟可持續發展的重要途徑，而且，與進口主要通過國際技術溢出影響生產率增長不 同，參與出口的國際競爭可激勵企業積極主動追求技術進步和生產率提升，從而有利于一國 或地區自主創新能力的培育。本文著重分析了在全球范圍內極具競爭力的中國加工貿易出口 是否促進了生產率增長，以及這一作用發揮的約束條件。結果發現：

1加工貿易出口對中國生產率增長的促進作用不顯著。中國主要拘囿于勞動密集型工序的 加工貿易擴張模式，在弱化出口部門創新壓力和動力的同時，又將自身大多限定在低技術含 量的生產、裝配環節。而且，真正體現技術水平的先進技術設備和重要中間投入品主要依靠 進口，“兩頭在外”、“大進大出”的貿易格局削弱了加工貿易與國內經濟的關聯度，加 之大量涌入的“成本驅動型”外資有抑制本土企業技術進步的傾向，這些因素限制了加工 貿易出口動態效應的發揮。

2加工貿易出口促進生產率增長作用的發揮受到市場化水平、人力資本、研發能力、二元 結構狀況、金融發展、基礎設施和宏觀經濟穩定等因素的制約，這些因素必須達到某一臨界 水平，加工貿易出口對生產率的促進作用才能得以有效發揮。從全國平均水平來看，考察期 內大多變量已越過臨界水平，但市場化水平和基礎設施變量尚未達到臨界值；在東部地區相 關變量的平均值均已超過臨界值；而中西部地區在市場化水平、研發能力、二元結構狀況 和基礎設施等變量的平均值還未達到相應“門 檻”。因此，未來在推進加工貿易轉型升級的同時，需要進一步完善市場機制，提供鼓勵創 新的市場環境，形成對微觀經濟主體的正確激勵。同時，提高人力資本積累和研發活動效率 、改善金融體系中的信貸約束與扭曲，推進二元結構轉型，加快落后地區的基礎設施建設， 并且在改革開放進程中注意提高駕馭和管理相應風險的能力，確保宏觀經濟的穩定運行。

注 釋：

①本節原始數據來自《中國統計年鑒2008》及世界貿易組織數據庫、世界銀行World Develo pment Indicator等。另外，根據世界貿易組織新近的“World Trade Report 2010”， 2009年中國已超越德國成為世界第一出口大國。

②例如，楊全發(1998)、許和連和欒永玉(2005)、包群(2007)、吳振宇和沈利生(2008)、劉 正良和劉厚俊(2008)、王慶石、張國富和吳寶峰(2009)、胡兵和喬晶(2009)等的研究。

③地區生產總值、勞動力(從業人數)數據來自歷年的《中國統計年鑒》及各省統計年鑒，各 省份地區生產總值均轉換為以2000年為基期的不變價格數據。各省份物質資本存量采用張軍 、吳桂英和張吉鵬(2004)的測算數據，并將其延長到2007年，同樣調整為以2000年為基期的 不變價格數據。

④假定分配到國有企業的貸款與固定資產投資成正比，則非國有部門貸款占比可推算得到( 趙奇偉，張誠，2007)。

主要參考文獻：

［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］張 杰,李 勇,劉志彪 出口與中國本土企業生產率?――基于江蘇制造業企 業的實證分析 ［J］ 管理世界, 2008(11)

［3］劉舜佳 國際貿易、FDI與中國全要素生產率下降――基于1952～2006年面板 數據的DEA和協整檢驗［J］數量經濟技術經濟研究, 2008 (11)

［4］何元慶對外開放與TFP增長: 基于中國省際面板數據的經驗研究［J］經 濟學(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)

關鍵詞：中藥制藥工程；質量控制；工藝規范化；技術標準化；裝備標準化

一、中藥制藥工程研究現狀和需要注意的一些問題

1、中藥制藥工程核心

（一）來自歷史的原因，我國中藥工業還是仿造化工、食品、輕工和機械行業等的技術和設備，缺少專業的工業研究，技術裝備和中試放大的科學技術平臺，出現工藝與技術裝備滯后，產品不穩定和高投入，低產出的尷尬僵局，嚴重制約中藥產業的快速發展。中藥制藥工程研究是中藥產業鏈的重要技術之一。所以中藥制藥工程是研究中藥工業生產制作過程規律和解決單元工程技術問題的科學，中藥制藥工程技術研究核心內容總結一下幾點：1質量可控性研究分析。中藥的有效成分與無效成分的分離純化的定性和定量。2工藝規范化研究。認真分析最佳工藝參數、制定生產工藝流程化。3裝備標準化研究。展開工程技術，進行工程和裝備設計。

（二）中藥制藥工程技術的進程發展

1加入世貿后中藥產業經受著嚴格考驗。建國以來中藥產業生產技術水平發生了很大的變革，走過了中藥機械化、中藥工業化、和90年代的中藥現代化的三個發展時期。因為許多原因制約，中藥產業現代化理論研究和生產實踐還處在探索階段。我國中藥工業總量偏小、大型企業少、工藝技術滯后技術裝備和計算經濟指標低、成本高、缺少成套自控工藝裝備。據國家經貿委統計數據；全國中藥生產企業總數為1127家，工業總量為534.02億元，工業銷售產值為498.52億元，其中獨立核算大型企業為107家，工業總產值為229.84億元；中成藥年銷量超過500萬元的品種有384個，包括5000萬元的有82個。超過1億是41個，這就說明，中國中藥工業產值總量具有潛力。上升空間還很大。因制藥工程的工藝裝備是確保中藥工業產值的必要條件。

2分析2001年全國中藥企業結構：因大型中藥企業只占9%但是產值的42%、銷售額為45%、出口創匯為50%；全國中藥企業生產值總量偏小，生產小企業比較分散，市場競爭力不強發展不快。

3分析2005年到2015年中藥工業產值和新增能力預測結果：

中藥工業發展速度按照行業的15%和16%的增長能力計算，其工業總產值為984億元，=40～45%；新增藥材生產能力12.3萬噸和159.3萬噸，為工業裝備的發展提供了市場空間。

（三）中藥制藥工程技術和國際的距離

中醫藥是我國在自然科學領域里擁有優勢的特殊行業，也是國際市場最有優勢競爭力的行業。因為我國制藥技術水平還比較滯后，削弱了中藥進入國際市場的競爭力。日本的漢方制劑和韓國的傳統藥物都來自中國，因為他們重視現代工藝工程技術的研究和開利用，漢方藥和天然植物藥生產達到了國際先進的工程技術水平。也為我們的中藥產業提出了考驗和鞭策。因此，研究推廣先進的工程技術就成為中藥產業發展的重中之重的問題亟待解決。也為我們中藥產業發展空間提供了方向。

（四）中藥制藥工程發展的核心技術

中藥制藥工程是保證中藥現代化發展的基礎，是利用現代工程技術方法手段，達到實現中藥產業化的目的。中藥行業發展戰略目標的實現，需要國家對中藥產業政策、技術導向、基礎研究、資源配置、風險基金的建立以及中藥產業本身工程技術水平、中藥現代化是系統工程，按照中藥生產通用性和相關性的特點，中藥制藥工程研究范圍是中藥材預處理單元，中藥提取單元、濃縮分離單元、干燥單元制劑單元等五個單元。按照工程學分類的五個部分，其中，中藥工藝規范化工藝裝備標準研究，是行業發展的薄弱環節，需要提高，因為他是推動產業化規模的前提。

二、中藥制藥工程技術研究重大進程

中藥制藥工程單元數學模型設計與應用是中藥工藝規范化與工藝標準化研究的基礎，是技術進步的標志。中藥工藝來自生產實踐，是中藥生產過程中長期客觀規律的總結。

（一）中藥逆流多級浸取工藝與工業設計原則

原理是合理運用固液兩相的濃度梯度差，逐步把藥材中有效成分擴散到起始濃度相對較低的套提溶液中，浸取工藝過程技術參數的溶質量、藥材表面積、擴散時間、擴散系數和濃度梯度的關系ds=D.F.dc/dx.dt表示，原理是溶質在藥材細胞溶出的瞬間過程，是經過對溶出的數學模型微化后的變化率。

（二）中藥多效濃縮工藝研究和工業設計

三效濃縮蒸發工藝的原理，是在單效蒸發基礎之上，在真空條件下，把蒸發過程中一效和二效產生的二次蒸汽逐步進入二效和三效蒸發器的原理的設計工藝。三效蒸發流程為加熱蒸汽和材料液的流向應喲逆流式工藝。

（三）中藥噴霧干燥工藝分析研究和工業設計

中藥噴霧干燥由于受熱時間短，適用熱敏性藥物。噴成粉末或顆粒狀溶解度更好，在實際生產中發現物料粘度高，制約了應喲范圍。當下中藥工程干燥系統的動力學數據還缺少準確測定，不能全部靠理論數據來解決。對不一樣藥品種，設計關鍵工藝參數需要現場工藝試車的經驗進行調整，確保安全生產。含蛋白質類大分子化合物容易凝固變性。減少粘壁辦法可按照品種特性，調整有關工藝參數。

三、完善本土國際化的中藥制藥工程技術平臺具有時代意義

完善中國本土特色的國際先進的制藥工程技術平臺。研究探索中藥制藥工程技術理論和生產實踐，是業內人士的重中之重的首要任務。

（一）探索一條具有中國特色的自主技術產權創新的中藥制藥工程技術平臺。

針對中藥生產工藝的多樣性，在長期生產實踐的基礎上采用多終端模塊式新組合工藝，是新型中藥工藝生產目標。按照終端產物的各種要求，安排各單元模塊的組合。保證傳統中藥二次開發和標準提取物研制配套實驗和設計生產工藝裝備線。中藥制藥工程技術單元主要有1工業膜分離技術，膜分離技術可在原生物體系環境下完成物質分離，能高效濃縮集產物。微慮、超濾、反滲透和納濾都能為中藥工業采用。但是膜分離的預處理工藝很關鍵。這一工業技術算基本成熟，能為中藥液的無熱源濃縮。采用中藥一二類新藥和中藥注射劑的生產。

（二）新微粉化技術

微粉化技術對藥材細胞進行超細粉碎，提高生物的利用度，我國百余種藥材進行了超細粉碎，噴霧干也能達到好效果。我國也有此類霧化器，像這樣生產的中藥細粉比藥材超細粉碎的微粉純度高許多。

（三）新二氧化碳的超臨界萃取技術

這個技術的工業化生產已經成熟，超臨界萃取在中藥行業采用主要是發揮提取，和萃取中藥脂溶性成分。我國研究結構一對100個中藥品種展開了提取研究，超臨界萃取用于開發一、二類新藥所要求的高純度中藥有效成分提供了有效工藝裝備和技術。運用中試參數和產品特性，選取中藥專用的超臨界萃取工業裝備。

新工業色譜分離技術是獲取高純度中藥有效組成的又一種分離技術，分離原理是吸附劑對不同吸附性能的化學物質的吸附―解吸―再吸附。因為工業色譜分離當下在世界上也具有成熟的工業裝置，為中藥工業裝備標準化應用提供基礎。

（四）新大孔樹脂吸附分離技術

采用大孔樹脂內部的孔隙選擇吸附相應分子直徑的制藥成分，用于中藥提取物純化、分離的目的。

（五）新利用微波、超聲、輔助萃取技術

這個技術能使中藥成分更快更多的滲出。

（六）新指紋圖譜技術

應用指紋圖譜技術進行質量監控是中藥現代化和國際化發展方向。中藥制藥工程技術和科學建設在全國得到推廣應用。

四、結束語

綜上所述，中藥制藥工程是專業工程學，任務是解決行業傳統技術落后的技術問題。這些需要工程專家和藥學專家需要研究的難題。只有通過學術交流和廣泛開展產學研合作。才能不斷深化完善中藥制藥工業工程理論研究和生產實踐。

篇(5)

[關鍵詞] 人口遷居 特征 影響因素

一、 引言

人口遷居是以住宅位置改變為標志的、城市地域范圍內的住戶移動。西方國家在上世紀二、三十年代已做了大量研究，并形成了一系列理論，如入侵演替理論、過慮理論、家庭生命周期理論等。中國關于人口遷居的研究主要在1990年以后，學者們多從人口遷居特征、影響因素及主要對策做了較為深入地探討。周春山以廣州為例，分析了改革開放初期單位分房制度下廣州人口遷居的特征及動力機制。1990年以后，廣州取消了單位分房，各項制度與改革初期相比發生了明顯變化，本文旨在探討此背景下廣州人口遷居特征及影響因素。

二、 資料獲取

論文數據有兩類：統計資料，包括《廣東省統計年鑒》、《廣州市統計年鑒》、《廣州市第四、五次人口普查資料》；問卷調查：2001年中山大學城市與區域研究中心與香港浸會大學合作的“市場化下住宅搬遷與城市重構”廣州老八區部分的調查問卷，有效問卷為1500份。

三、人口遷居的特征

1．人口遷居在人口總遷移中開始占據主導地位，但總體水平不高

人口總遷移包括區域外的遷移和城市內的人口遷居兩部分。1980年～1992年年均遷居率為4.6％；1992年～2000年年均遷居率為6.7%，1998年最高，為9.2%，而區域間的遷移率在此期間僅為2.1％。說明進入1990年以后，廣州遷居率增加，并在人口總遷移中占據主導地位。但與國外發展程度較高的國家相比還存在一定差距，韓國在1970年～1995年間的年均總遷移率為21％，其中遷居率為14.2％，區域間的遷移率為6.8％。

2.人口以向郊區遷居為主

表1表明，1982年～1990年廣州市無論中心區還是郊區人口都在持續增加，1990年～2000年中心區人口開始下降，而郊區人口增加很快，近郊區、遠郊區人口分別增長了241.45萬和104.72萬。

3.人口遷居以短距離為主

調查顯示，41.9％的住戶遷居發生在本區域內，26.9%的住戶遷居發生在緊鄰的行政區之間，二者68.8％，發生在非緊鄰行政區間遷居住戶為31.2％。隨著跨江大橋的陸續興建，跨江遷居住戶有所增加，但總體比例不高，僅占遷居總住戶的21.2％。

4.遷居率隨時間的增加而增加

1978年～1990年，年平均搬遷戶數為25.3戶，最高值為39戶；1990年～1995年，年平均遷居戶數64.5戶，最高值為103戶；1996年～2001年，年平均遷居戶數為91.7戶，最高值為124戶。

四、影響因素分析

1.經濟因素

經濟發展促進了住宅建設的發展，提高了居民的收入水平，改變了居民的居住觀念，即重視住房大小和環境條件、服務設施水平及舒適程度。1990年～2003年，廣州經濟發展迅速，住宅建設迅速；城鎮居民工資水平、人均可支配收入和人均儲蓄額在此期間大幅度提高，成為國內典型的高收入區，為購買住房提供了資金保障。

2.政策因素

（1)土地政策。1990年代，廣州先后頒布了土地使用權及外資房地產相關管理辦法，實行了土地有償、有期、有流動政策，既增加了政府的財政收入，又活躍了市場，繁榮了經濟。市場的價格機制使得政府及發展商根據居民的需求偏好設計適應不同群體的住房，靈活地滿足了不同的消費群體需求，居民購買新住房的欲望進一步增強。

（2)人口政策。①就業政策。改革開放初期，我國政府頒布了一系列“鐵飯碗式”的就業政策，將職工束縛在某個單位，除非特殊情況職工更換工作的難度很大。1990年以后，逐步推行了合同制的勞動政策，用人單位根據職工的表現可給予再雇傭或解聘，職業流動性增加，職工隨職業變化而搬遷住房的機會增加。

②戶籍政策。主要體現在小孩的受教育方面，改革初期廣州中小學都有自己的招生范圍，戶口在本范圍內的學生才能入學，否則會出現很多不必要的麻煩。因此，戶籍制度在一定程度上約束著人口遷居的發生。1990年之后，廣州逐步取消“農轉非”人口控制計劃，根據本人意愿，戶口可自由遷入、遷出或注銷、重新登記，常住戶口市內自由遷移。

3.個人需求因素

（1)改善住房環境的需要。追求良好的住房環境和配套設施已成為現代城市居民遷居的重要驅動因素。對923戶購房和577戶重新租房的住戶調查表明，分別67.5%和42.6％的住戶搬遷原因之一是改善住房環境。廣州人均住房面積不足23，部分家庭人均住房面積不到4，改變住房大小仍然是居民遷居的重要原因之一。

（2)家庭生命周期、人口增加及其他偶然因素的影響。一般而言，15歲～25歲的青年人由于上學、工作等原因，是一個人一生中最容易遷居的階段，而結婚、生小孩、離婚等都會由于新家庭的形成、分裂或者其他偶然因素產生新的居住需求。廣州1990年～2000年凈增116.9萬住戶，戶均規模由1990年的戶均3.94人減少為2000年的3.12人，其中15歲～25歲的人口為225.19萬人，占總人口數的26.4％，2000年廣州市進入初婚年齡的人口227.5萬（含增城、從化）。

（3)職業變化?？死撕痛笮l(1999)研究認為,職業改變住戶的遷居幾率是職業未改變住戶的2.4倍。調查顯示,47.2%的住戶因為職業的改變而遷居。改革開放以來，廣州從業人員的構成發生著巨大變化。1990年以前從業人員結構實現了從農業向非農產業過渡；1990年以后，則表現為第二、三產業之間的轉換轉變，大批的第二產業從業者逐漸轉變為第三產業服務人員，見表3。

4.交通因素

交通方式的機動化程度是影響人口遷居的重要因素，并影響著遷居的距離和方向。在以自行車為主的城市內，遷居主要以短距離為主，相反公交發達，小汽車普及的城市內，則距離的影響開始減弱。2001年與1985年相比，居民步行和騎自行車比重明顯下降，而采用公交和摩托車的比例大幅上升，交通方式的機動化水平在提高，見表4。1998年以后，隨著廣州地鐵一號、二號、三號、四號線的相繼運營，居民出勤方式進一步改善，為長距離的遷居提供了可能。

資料來源：①胡華穎. 城市?空間?發展――廣州城市內部空間分析. 廣州：中山大學出版社,1993年12月；②“市場化下住宅搬遷與城市重構”廣州部分的調查問卷部分數據整理。

5.城市規劃因素

城市規劃反應了整個城市的發展戰略，規劃中提出的城市空間拓展方向是城市發展的重點，對人口、產業、服務設施等具有引導作用，進而影響著遷居的方向。1991年廣州市對1984年規劃進行修編，確定了廣州建設用地向東、南兩個方向發展，天河、黃埔、白云三區處于該發展方向上，人口、產業等迅速集聚，成為該時期廣州人口增長的重點區域，超過其他區域。在新一輪的總體規劃中，廣州提出了“南拓、北優、東進、西聯”實施策略，必將引導人口向周圍郊區擴散，人口郊遷的趨勢將進一步加強。

五、 結論與建議

通過以上分析，廣州同西方國家一樣經歷了從集中到分散的人口分布變化。1982年～1990年，廣州處于絕對向心期，1990年以后，開始向相對向心期轉變，符合彼得?霍爾的人口分布理論。根據目前的人口變化趨勢，廣州人口將會繼續向郊區遷居，短時間內不會出現相對離心期。

改革開放初期，單位分房、戶籍政策、生育政策等對人口遷居起著較大的限制作用，經濟對遷居的影響作用不大；1990年之后，單位分房、戶籍政策的取消有利地促進了居民的遷居，隨著市場機制的逐步健全，經濟對人口遷居的影響作用逐步凸現出來，城市規劃對遷居的影響機制與改革開放初期變化不大。因此，今后廣州應繼續加快經濟發展，鼓勵房地產業的發展，完善人口、土地等相關政策。針對低收入群體難以購房等問題，應積極學習和借鑒國外的有效做法，建立適應不同消費者需求的住房市場，形成良性的遷居系統。

參考文獻:

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[9]易 崢:社會轉型時期中國城市居住流動研究――以廣州為例[博士學位論文].廣州:中山大學,2003

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關鍵詞 資產負債表；環境會計；價值化因子；生態系統服務

中圖分類號F062.1文獻標識碼A文章編號1002-2104（2017）06-0057-10

DOI： 10.12062/cpre.20170360

經濟增長與生態退化并行是許多國家在發展進程中難以回避的問題。單純追求GDP增長的發展模式導致了全球大范圍的資源短缺和環境惡化，以化石燃料為主的不可再生資源的短缺以及開發、使用這些資源所導致的環境問題更是已經成為制約全球社會經濟長足發展的剛性約束。我國境內石油行業總體呈現原油開采量上升的態勢，為之付出的經濟和生態成本也越來越大：其一，石油等化石能源的形成十分困難，具有明確的供給剛性，石油開采的邊際經濟成本逐年上升――2009年中石油和中石化的石油開采成本相較于2003年均上升了約13%左右[1]；其二，石油資源開采的各個環節還會耗費巨大的生態成本，包括開采過程中所侵占和耗費的土地資源、水資源等以及造成的環境污染等[2]。開展我國境內石油資源資產負債表的編制工作對于摸清我國石油資源的家底、評估我國石油資源開采的經濟―資源―環境綜合成本、探討我國石油開采戰略的合理性都具有重要的意義。

自1946年Hicks[3]首次提出綠色GDP思想以來，學術界一直在探索如何將自然資源與環境納入國民經濟核算。綠色國民經濟核算、自然資源資產負債分析等將資源、環境等生態要素納入經濟核算的宏觀環境會計方法開始被一些國家重視并納入戰略參考之列，德國、澳大利亞、加拿大、日本、英國、意大利、印度尼西亞等一些國家已經開始了編制自然Y源資產負債表的實踐嘗試[4-12]，雖然早在2000年，我國就有學者依據SEEA―1993探討了自然資源的資產化處理方法，但至今我國資產負債表的編制工作還停留在方法討論階段[13-15]。徐渤海[16]對多種自然資源進行了靜態和動態測度的資產負債表的設計。封志明[17]等人指出我國的環境資源核算依舊處于編制投入產出表的階段。黃溶冰和趙謙[18]對自然資源資產和負債的會計和審計方法進行了討論。季曦和劉洋軒[19]首次提出了礦產資源資產負債表的編制技術框架，并構建了礦產資源資產負債表的示意表。由于目前國際和國內均無公認的可供參考的自然資源資產負債表編制技術框架，資源環境價值化技術和方法尚存爭議（目前價值因子門類繁多，散布于各類文獻，而且數據質量參差不齊），資源、環境和生態數據庫嚴重缺乏，我國自然資源資產負債表的理論和實踐工作進展的并不順利。到目前為止，我國尚未公布國家層面的自然資源資產負債表，極少數地級市進行的探索和嘗試也沒有公開研究方法和具體研究數據。

本文擬探討石油資源資產負債表的編制方法，廣泛收集并整理國內外近些年的資源、環境和生態服務價值評估成果，形成各類資源、環境和其他生態系統服務價值因子數據庫，并基于2012年經濟、資源和環境等基礎數據，開創性地開展我國石油資源的資產負債表編制。理論層面主要有兩方面目標：其一，在傳統經濟核算的基礎上進行生態核算的擴展，為我國自然資源資產負債表的編制提供技術框架；其二，基于微觀會計探索宏觀會計理論框架，為我國宏觀會計體系的建設以及政府資產負債表的編制提供數據和方法參考。實踐層面，本文擬提供我國第一份石油資源資產負債表，并基于石油資源的資產負債表，討論中國石油開采過程中的經濟和生態持續協調性問題。

1石油資源資產負債表的編制方法

1.1編制原則

本研究中石油資源資產負債表的編制主要基于以下四方面原則：①復式記賬原則，每一筆核算量的變化均表現在兩個不同的賬戶中；②公允價值度量原則，在對實物量進行價值化的過程中，對會計上要求以公允價值進行度量的賬戶，本研究采取以下原則：對于存在活躍交易市場的賬戶采取現期市場價格的直接定價法，對于不存在市場交易或者無法直接獲得市場價格的賬戶采取凈現值法等間接定價法；③權責發生制原則，這與我國大多數微觀企業會計，以及主流的宏觀政府會計的核算相同，并且SEEA―2012中也要求能源資源的核算應該在經濟價值被創造、轉移、交換或消失時記錄流量；④核算邊界明確原則，本研究中資產負債表只核算國內石油開采環節涉及的各賬戶的相關變化，涉及到境外，或者石油資源開采環節之外的賬戶不在本資產負債表的編制范圍；⑤探明技術可采儲量原則：本文中提到的所有石油資源儲量，均為探明技術可采儲量，已探明但目前技術無法開采的，不在本文討論的范圍內。

1.2會計主體和會計要素

在石油資源資產負債表中，會計主體是石油礦產資源的所有者。雖然根據《中華人民共和國礦產資源法》――“礦產資源屬于國家所有”的規定，國家應該作為石油資源的權益主體，但是在資產確權的過程中，政府以及相關部門代表享有國家授予的資源管理權[14]，而且考慮中央編制資源資產負債表的主要目的是為了實現領導干部的離任審計，修正政績考核體系，從而糾正政府管理自然資源的不當行為，因此本文將在后續的核算中以政府作為會計主體。

石油資源資產負債表的會計要素中，資產是指由政府轄區擁有的預期未來能給政府帶來經濟收益的石油資源，因而在對石油資源進行核算時，本文將期初石油資源存量計作該期政府的資產，而在會計核算期內石油資源產生的變動計作所有者權益變動。所有者權益的含義，與一般微觀的企業資產負債表或者宏觀政府資產負債表相比，并沒有明顯的特殊性。

需要特別指出的是石油資源資產負債表中的負債與一般會計中的負債內涵不同。本文定義負債為政府在開采石油資源的過程中導致的水等自然資源的損耗、相關環境污染的增加及其他生態系統服務的減少，也即生態系統作為“債權人”“借給”政府（本文的核算主體）的相關資源、環境和其他生態系統服務的價值總和。這是石油資源資產負債表區別于傳統國民經濟核算的核心所在，是對石油開發活動的生態成本的考量。

1.3會計賬戶

石油資源會計核算過程中涉及的主要會計賬戶根據其會計記錄時所使用的計量尺度不同而被記錄為“實物量賬戶”和“價值量賬戶”。編制石油資源資產負債表時，需要首先明確“實物量賬戶”的基礎數據，然后再基于各類價值因子對“實物量賬戶”進行價值化，獲得對應以價值量為計量尺度的價值量賬戶，進而將價值量賬戶進行整合，對應到相應的會計科目中，得到最終的資產負債表。為了編制我國石油資源的資產負債表，我們需要如表1所示的詳細信息。

1.3.1實物量賬戶

實物量賬戶主要記錄以實物量度量的資產負債表中的會計科目。實物量賬戶中的各變量都以絕對物理量體現，如期初石油探明儲量，將直接以萬 t為單位表現為物理意義上的數量。根據資源性質的不同，本研究將設置以下實物量賬戶：

（1）“礦產資源”賬戶：該賬戶主要用以體現每個會計年度礦產資源的存量和流量的變動情況。在該賬戶中，期初的石油探明技術可采儲量（A，以下簡稱探明儲量）、期初的資源存量（B），存貨的增加量（C），存貨的減少量（D），當期新增的開采量（E）和新增探明儲量（I）等變量都以實物量度量，其期初存量，當期變動量和期末總量都將得到充分體現；

（2）“資源消耗”賬戶：該賬戶用以體現每個會計年度中在石油開采環節所帶來的資源消耗（H1），主要包括水資源等自然資源的消耗；

（3）“環境污染物”賬戶：該賬戶用以體現每個會計年度中在石油開采環節所排放的環境污染物的流量（H2），主要包括廢氣、廢水和固體廢棄物的排放量；

（4）“其他生態系統服務”賬戶：該賬戶主要用以體現每個會計年度中由于石油開采而導致的除了水等自然資源的消耗、廢氣、廢水和固體廢棄物造成的環境破壞之外的其他各種生態系統服務的減少（H3）。在本研究中，將受石油開采影響所減少的各類具有生態生產力的土地面積作為生態系統服務減少的表征。

基于上述物量賬戶，可編制石油資源資產負債表實物量表如表2所示。

1.3.2價值量賬戶

價值量賬戶是將實物量賬戶中的各類賬戶進行“價值化”以后生成的賬戶。價值化過程始終遵循公允價值度量原則，對于“礦產資源”、“資源消耗”等存在活躍交易市場的賬戶使用現期市場價格作為價值化因子，而對于“環境污染物”和“其他生態系統服務”等不存在交易市場的賬戶來說，需要憑借生態系統價值評估技術或相關評估成果來確定價值化因子。

本文作者收集并整理了1995年以來國內外學界影響力較大的百余篇相關研究成果共計167個數據因子，詳細構建了包括SO2、NOX、固體廢棄物、廢水、COD、氨氮化物等多種污染物的處理成本以及森林、海洋、陸地等生態系統服務的價值因子數據庫。本文進一步對該數據庫的數據進行了科學的辨識和整理，歸納出如下價值化因子表格（表3）。該表格不僅僅適用于石油資源資產負債表編制過程中相關實物量賬戶的價值化，也為其他自然資源資產負債表的編制提供了關鍵性的技術指標。

1.4石油資源資產負債表示意

上文已經得到了石油資源資產負債表的實物量和價值量賬戶，要將兩者轉化為標準的資產負債表格式，則需要明確各會計科目的具體含義，然后再進行整合。

（1）“探明儲量”和“資源股本”科目。期初石油的探明儲量構成了政府的資產，由于探明儲量通常很難在一個會計年度內變現，因此本研究中將“探明儲量”作為非流動資產計入資產負債表中，在對應的負債和所有者權益類賬戶中，本研究將石油的探明儲量作為“資源股本”科目計入所有者權益，以表征政府對石油資源的所有權。也即有以下平衡關系：

期末石油的探明儲量=期初探明儲量（A）-當期石油開采量（E）+新發現的探明儲量（I）

（2）“資源存貨”和“庫存股本”科目?！百Y源存貨”科目用以度量已開采但未使用或者未消費的資源存量，每個會計年度中資源存貨均可能產生新增或者減少，由于存貨數量相對較少，一般可在一個會計年度內變現，因此本研究中將其作為流動資產科目進行記錄，其對應著所有者權益中的“庫存股本”科目。平衡關系如下：

期末的石油存貨=期初的石油存貨（B）―當期減少的石油存貨（C）+當期新增的石油存貨（D1）

（3）“生態負債”和“生態成本”科目。石油資源開采過程中產生的資源消耗、環境污染排放以及其他生態系統服務消耗將帶來 “生態負債”科目的增加（減少），本研究中將相關所有者權益的減少（增加）計入“生態成本”科目中，同時我們將“生態成本”科目細分為“資源損耗”、“環境污染”和“其他生態系統服務損失”三個子項目：“資源損耗”指的是石油開采過程中“以資源換資源”而引致的生態成本；“環境污染”指的是石油開采過程中的“三廢”副產品造成的環境污染和引致的治理成本；“其他生態系統服務價值損失”代表了石油開采造成的其他生態成本。

（4）“貨幣資金”、“資源收入”和“生產成本”科目。在開采環節，原油資源的市場價值將通過“資源收入”科目，作為“貨幣資金”的增加進入資產負債表的流動資產科目，而“開采成本”科目則是開采原油過程中的“固定資產”、“勞務”、“原材料”、“電力”等對外支付，作為“貨幣資金”科目的減少項進入資產負債表，而“資源收入”和“開采成本”與“生態成本”一起構成了所有者權益中的“未分配利潤”科目。也即構成了以下平衡關系：

當期期末的貨幣資金=當期存貨石油的市場價值（D1）+當期新開采的石油的市場價值（F）-開采石油的經濟成本（G）

基于以上科目及相關平衡關系，本文形成了如表4所示的石油資源的資產負債表。

2中國石油資源的資產負債表（2012）及分析

2.1中國石油資源資產負債表編制的數據準備

基于以上方法，本文以2012年的數據為基礎，嘗試編制我國石油資源資產負債表。本文所涉及的數據種類繁多，大體可分為四類：①基礎類，包括石油資源的存量和流量等數據；②經濟類，包括經濟成本、收益、價格等數據；③技術類，包括單位原油產量造成的資源消耗、污染排放等各項關鍵強度指標；④價值類，包括各類價值化因子（比如單位生態服務的價值、單位廢氣的處理成本等）。本文以表5―表7詳細呈現本文的具體數據及其來源、處理方法和解釋說明等。

2.2我國石油資源資產負債表（2012年）

依據上文所描述的方法和數據，本文首先完成了石油資源資產負債表的實物量表的編制（見表8）；然后基于實物量表和各類價值因子編制了價值量表（見表9）；再綜合資產與負債的情況，結合前文所述的資產、負債以及所有者權益的分類方式最終完成了2012年我國石油資源的資產負債表編制（見表10）。

由于石油儲量（石油資源探明技術可開采儲量）和石注：①考慮到石油資源的供不應求，本文認為石油存貨及新增存貨量均為0；②本文以石油礦區的登記面積來衡量石油開采造成的生態系統服務的減少。石油礦區對生態系統的干擾是復雜的，礦區基礎設施的建設對生態系統的有機生物體和無機環境都會造成一定的干擾。本研究基于礦區基礎設施所占用的具有生態生產力的土地面積來核算生態系統服務減少帶來的損失，通過相應土地面積的生態系統服務價值因子來進行價值化處理。由于土地一旦被礦區占用之后便無法提供相應的生態系統服務，因此每一年的生態服務價值損失是按照該年總的礦區登記面積來進行計算的。

油開采量（原油產品）不同，后者是前者經過了開采環節之后的資源產品，存在一定的價值增值，因此兩者的價值化方法有所不同。對于石油開采量（原油產品）本文采用市場價格作為其價值化因子，而對于2012年末的石油儲量（石油資源探明技術可采儲量）的價值則采用的是凈現值法進行核算的。本文主要依據SEEA-2012的核算框架，分別計算了未來每一年資源儲量帶來的資源租金，在資源的生命周期內對資源租金進行貼現并加總，從而得到了儲量的凈現值。具體過程包括：

（1）資源租金的計算：資源租金（RR）是資源的開采者或使用者在扣除了所有的費用和正?；貓蠛蟮膽嬍Ｓ鄡r值。計算未來每一期的資源租金，首先應該計算資源在未來每一期所預期能夠帶來的回報，資源的回報是價格、成本以及開采量的函數，然后再減去生產資產的正常回報，這樣就可以得到每一期的資源租金。即，以t期為基準，第t+τ期的資源租金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分別是t期的石油資源價格、開采的經濟成本和開采量，i和s是每期價格和開采速度變化的估計值，r是同期市場利率，τ表示基準年之后第τ年，Ct+τ×r代表著在第t+τ期耗費的生產資產Ct+τ的市場回報。

注：①本表格中數據單位為每單位原油出產帶來的資源消耗或者污染排放的體積或者重量；②由于無法直接獲得廢水的排放數據，且考慮到工業廢水之中還原性物質的存在比重相對固定，本研究通過COD數據倒推全年石油行業廢水數據。由上文知，2012年估計的COD數量為185 137萬 t，根據2011―2013年工業COD與工業廢水的相關數據 ，可推測2012年的石油行業廢水排放與COD之間的比例關系為1∶1.529，由此可以估計2012年石油行業的廢水排放量為121 084萬 t；③大慶油田年生產石油約4 000萬 t，處于開發的中期階段，每年的固體廢物排放量達到4 583萬 t[20]。本文以大慶油田的單位開采量排放的固體廢料為標準計算全年全國的廢物排放，可得全年固體廢物排放估計值為23 717萬 t。

不受極大或極小價值化因子的干擾，從而在一定程度上提高了本文價值化因子的代表性。

由表7可知，P2012、C2012和Q2012分別是5 027萬元/萬 t、1 158萬元/萬 t以及20 700萬 t；而對于i和s的估計，本文將2008―2012年的平均通貨膨脹率和平均開采速度的變化值作為之后每一年價格變化率和開采速度變化率。由國土資源局和國家統計局相關數據計算可得，2008―2012年平均通貨膨脹率為3.30%，也即平均每年價格變化的估計值i為3.30%；平均開采速度變化為正向2.20%，也即平均每年的開采速度上升百分比s為2.20%；在市場利率r的選擇方面，本文選擇2008―2012年平均的銀行間同業拆借利率來作為市場利率，數據磣遠方財富網公布的2008―2012年Shibor每月加權的平均利率，經計算其結果為2.32%。由此，將上述數據帶入公式（1）可以計算出第τ年的資源租金RR2012+τ。

（2）資源生命周期的確定：資源壽命周期是資源可用于生產的預期時間或者自然資源可被開采的預期時間。2012年末的資源總儲量為33.3億 t，而每年的開采速度以2012年的2.07億 t為基準，結合（1）中預估的每年開采量的增長速度s為2.20%，可以得到每年的標準開采量。經計算，資源生命周期為14年，前13年為標準開采量，第14年的開采量不足標準開采量，為1.86億 t；

（3）折現率的選擇：同（1）中市場利率的選擇，本文選擇2008―2012年平均的銀行間同業拆借利率來作為市場利率進行折現，r等于2.32%。

因此，采用凈現值法，探明技術可采儲量的凈現值按以下公式進行貼現估算：Vt=∑Nt[]τ=1RRt+τ（1+rt）τ（2）

這里，Vt是t期探明技術可采石油資產的凈現值，和Nt是t期探明技術可采石油資產生命周期，RRt+τ是t+τ期石油資源的資源租金，rt是t期的折現率。

根據前文計算，針對2012年的數據，r2012為2.32%，N2012為14期，將（1）的結果代入（2），求得2012年中國境內探明技術可采儲量的凈現值為：

V2012=∑14[]τ=1RR2012+τ（1+2.32%）τ=1.39×109萬元（3）

2.3結果分析

由資產負債表（表10）可知：2012年末，我國石油資源的資產總額為1.47×109萬元，其中非流動資產1.39×109萬元，流動資產8.08×107萬元；負債總額為9.03×107萬元；所有者權益為1.38×109萬元。

本文接下來將通過一些指標來對這張資產負債表進行分析和解釋。

2.3.1石油資產占政府資產比重

表11顯示的是2010―2012年度我國的政府總資產、負債、凈資產以及資源型資產的變化情況。由表11可知，2010年中國的資源性資產占據了資產的大部分；2011年、2012年比重有所下降，但依然占據了較大比重。由此

2.3.2資產負債率

微觀會計中，資產負債率度量的是企業總資產中由債權人提供的比例，描述的是企業償還債務的綜合能力以及對債權的保障程度，常被用來衡量企業的長期償債能力[24]。根據前文關于自然資源資產負債表的會計主體和會計要素的定義，基于自然資源資產負債表的資產負債率指的是政府進行自然資源開采活動而向生態系統的“借債”（即本文中的“生態負債”）占總資產的比重，衡量的是政府進行資源開采活動對于生態系統的破壞（保護）的能力和表現。其計算公式為：

資產負債率=生態負債總額資產總額×100%（4）

由以上公式計算所得，我國2012年石油資源的資產負債率達到6.15%。根據我國第一份綠色GDP核算報告，當年我國環境污染損失占當年GDP的3.05%，GDP污染扣減指數為1.8%。對比可知，我國石油開采行業所產生的生態負債是不容忽視的。基于表10的結果進一步計算，我們發現一直被主流經濟核算體系和綠色GDP核算體系所忽略的“生態系統服務”構成了負債的最大比重，達到了98.16%。

從債權人角度看，負債占比越大，所有者權益的比重就越小，則這一債權的不可持續性就越強。所以，如果生態負債占比越大，生態系統的不可持續性就越強，石油資源開采這一經濟過程的不可持續性就越強。對于政府來說，石油資源資產負債率過高，會給石油行業帶來很高的“財務風險”，也會給政府帶來很高的“財務風險”。

現有的一般政府資產負債表不包含生態負債，不能直觀地反映政府進行資源開采而引致的生態成本，因此政府資產負債表中資產部分將被夸大，而負債部分則體現不足。忽視資源開采所帶來的極大的負外部性必將影響生態系統的穩定性和社會經濟發展的可持續性。

2.3.3負債權益比

微觀會計中，負債權益比反映由債權人提供的資本與股東提供的資本之間的相對關系，該比率越高說明債權人投入的資本受到股東權益保障的程度越低[23]。

其計算公式為：

負債權益比=負債總額股東權益×100%（5）

對于自然資源資產負債表來說，股東權益代表政府所掌握的資源，而負債總額則代表著環境污染、生態系統服務減少等給社會帶來的損失，也就是政府進行資源開采的負外部性。自然資源資產負債表中的負債權益比表示生態系統受到政府資源開采這一經濟活動的保障程度，該比率越高，說明資源開采所引致的生態風險越高，自然生態系統可持續的保障性越低。

由計算可得，我國石油行業的負債權益比率達到了6.56%，說明我國石油開采行業已經引起了一定的生態風險，需要在政府的宏觀決策之中予以體現。

3結論與總結

我國石油開采量總體呈上升趨勢，石油開采的邊際經濟成本和生態成本越來越大。在我國中央政府“探索編制自然資源資產負債表”的政策指導下，本文探討了石油資源資產負債表的編制方法和框架，建立了集“生態系統服務”、“環境污染”和“資源消耗”三位于一體的“生態負債”賬戶，構建了編制石油資源資產負債表所需的價值化因子表，并基于2012年數據，嘗試編制了我國石油資源資產負債表。

總的來說，2012年我國的石油開采處于“高資產、高負債、強生態壓力和弱可持續性”的狀態。具體結果如下：

一是，石油資源資產總額為1.47×109萬元，其中非流動資產1.39×109萬元，流動資產8.08×107萬元；負債總額為9.03×107萬元；所有者權益為1.38×109萬元。

二是，石油資源資產總額占到當年政府資產總額的14.43%，占政府資源性資產比重達31.12%。

三是，石油行業的資產負債率為6.15%，負債權益比達到了6.56%?！吧鷳B系統服務”構成了負債的最大比重，達到了98.16%。

隨著開采的逐步深入，不可再生資源都面臨邊際開采成本上升的問題。石油開采的邊際成本不僅僅包括傳統核算的經濟成本，還包括自然資源、環境等生態成本。隨著資源的不斷稀缺，以水換油等“以資源換資源”的開采模式也將導致越來越多的生態風險。因此，能指向經濟和生態兩方面的綜合成本應該取代賬面成本成為政府決策的依據。

此外，要落實石油資源資產負債表對于生態保護的實際指導意義，我們建議應該將石油資源開采的資產負債率、負債權益比等指標納入官員的績效考核體系，量化評價經濟發展質量而非經濟增長速度，從而糾正激勵，形成投資自然促經濟增長又以經濟增長回饋自然的良性發展循環。（編輯：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、鋪底原油特性分析

（一）數量較大且相對固定 根據輸送油品的不同，不斷變動的是鋪底油的實物本身和它的價格，但其數量卻是相對固定的；其次，作為管道運行中必不可少的資源，鋪底原油的數量也相當可觀。2010年中俄原油管道試運行時，中國境內的漠大線（漠河—大慶）900余公里管道內就填充了55萬噸的鋪底原油。

（二）長期被占用，無法收回 在管道和儲罐正常運行狀態下，被填充進去的鋪底原油將始終動態存在，除非管道和儲罐廢棄或進行維修清理，否則無法將其完全輸出而銷售；而一般情況下管道和儲罐的使用壽命及大修理間隔期都較長：管道的設計壽命一般為30～50年，例如西氣東輸的管道設計的壽命就是50年；不同行業、不同單位，油罐的大修周期不同，但一般規定為5～10年，石油部門的行業標準確定為10年。 這也就意味著，鋪底原油自被填充進去后的很長一段時間內都只能在管道和儲罐內發揮作用而無法變現。

二、鋪底原油資產屬性分析

（一）關于資產定義的代表性觀點 資產是所有會計要素中最重要的一個，也是企業賴以生存和發展的物質基礎。SFAC No.5提供了四條會計確認的標準，第一條就是可定義性，即應于確認的項目必須符合某個財務報表要素的定義。關于資產的定義，目前國內外理論界主要有以下幾種代表性觀點：“未來經濟利益觀”，“資源觀”和“財產權利觀（產權觀）”。

關于未來經濟利益觀，對資產定義的研究作出過重大突破的FASB認為“資產是某一特定主體由于過去的交易或事項所獲得或控制的預期的未來的經濟利益”。按照FASB的觀點，資產的基本標志是其能否有助于企業在未來期間內獲得或實現經濟利益。

資源觀則強調的是資產在本質上屬于資源范疇。目前資源觀最具權威性的定義是國際會計準則委員會（IASC）在其1989年的《財務報表的編輯和列報的框架》中的，IASC認為“資產是指企業由于過去的事項而控制的可望向企業流入未來經濟利益的資源”。該定義較為具體，也易于理解和操作。

按照財產權利觀來定義資產是近年來對資產定義的新嘗試，它隱含著取得財產權利而發生的費用支出。1999年，英國ASB在其公布的《財務報告原則公告》中指出“資產是會計主體由于過去的交易而控制的、對未來經濟利益的權利和其它增長額”。該定義是在繼承了FASB和IASC有益思想后的一種揚棄，提示了資產的本質，內涵更富有彈性，并且有利于確認目前尚不能被確認為資產的項目，如租入固定資產的使用權、期權、契約等。

此外，關于資產定義的觀點歷史上還出現過“成本觀”和“借方余額觀”，但由于觀點本身存在較大的理論缺陷，無法適應社會環境的變化，這兩種觀點已基本被放棄，在這里不做詳細論述了。

我國財政部于2006年2月15日了《企業會計準則—基本準則》。新準則與《國際會計準則：編報財務報告的框架》中的資產定義大致相同，認為資產是“過去的交易或者事項形成、由企業擁有或者控制的、預期會給企業帶來經濟利益的資源”。 這一規定闡明了資產的本質，也從理論上與國際會計準則保持了內在的一致。

（二）資產的主要特征 會計在企業管理活動中是與法律、經濟等緊密相連的，因此，在總結資產的會計特征時，也必須兼顧其經濟、法律特征。會計中核算的資產首先得具有經濟學中的資產所具備的特征，即效用性和稀缺性。資產的法律特征則是所有權和合法性。 在會計上，資產的特征主要有兩點：一是能夠產生未來經濟利益，二是企業擁有或控制的資源。本文結合資產定義的幾種觀點和鋪底原油的特有屬性進行了如下分析。

（1）鋪底原油能夠產生未來經濟利益。預期能夠產生未來經濟利益是資產最基本的特征，它具有高度抽象概括的特點，也是資產定義中三個方面的核心。資產具有交換、變賣、抵押、擔?；蚯鍍攤鶆盏嚷毮?，而所有這些特征，概括起來，就是服務的潛能，提供未來經濟利益的能力。

作為管道中始終存在的動態填充物，鋪底原油能確保管道的正常運行，間接幫助完成原油的運輸，為企業帶來經濟利益的流入；管道廢棄時，還可以將鋪底原油輸出，加工后進行銷售，也能為企業帶來收入；因此鋪底原油完全可以產生未來經濟利益，這既符合資產定義的未來經濟利益觀，也滿足我國會計準則對資產定義的要求。

（2）鋪底原油是企業擁有或控制的資源。這一特征界定了會計主體核算的范疇。擁有是一種所有權，而控制是一種對資源的調度或支配的權利；在會計上，如果企業能對其進行實質上的控制，那么即使不擁有所有權，也應將之視為企業的資產，融資租賃就是個例子。

鋪底原油是管輸企業在管線投產前就必須填充進去的，某管輸企業管線中的鋪底原油是當年勝利油田無償贈與的。今后如果新建管線，企業就得自行購買，但不論是接受贈與還是企業自行購買，在管線達到啟輸條件前，與鋪底原油相關的權利和義務就已經完全轉移給企業了，企業擁有對鋪底原油進行調度或支配的權利，也即對鋪底原油擁有所有權和控制權。鋪底原油有著輔助原油運輸的功效，能夠滿足企業的需求，同時，企業為了獲取鋪底原油也必須付出代價（在市場經濟中表現為價格的形式）；因此兼有效用性和稀缺性的鋪底原油就是企業的一項經濟資源。作為能夠流通或轉讓的資源，鋪底原油也必然有相應的產權。所以，從資源觀和財產權利觀上來看，鋪底原油也符合資產的定義要求。

綜上，不論從哪個角度來看，鋪底原油都符合資產的定義和特征，將其在會計上確認為資產是毋庸置疑的。

三、鋪底原油資產會計確認的定位

（一）定性為存貨 經調查研究筆者了解到，某管輸企業按照上級部門核定的數量和金額將鋪底原油確認為存貨掛賬，并將全部庫存分為正常庫存和固化庫存兩個庫位進行核算；正常庫存參與公司日常的成本結算，而固化庫存（即鋪底原油的庫存）并不參與。此種做法實際上是將鋪底原油視為安全庫存的一部分，雖在核算上將鋪底原油與一般庫存區分開來，但將其確認為存貨仍屬沿用舊法。考慮到管輸業務的特殊性和該問題的歷史背景，此種會計處理方法也不無道理。

但進一步思考不難發現，此舉相對簡化并帶有一定的模糊性，合情但不合理。存貨作為流動資產，其價值應該在一年內收回，加之一般的安全庫存是可以正常耗用的，但基于鋪底原油的特殊性，除非管道廢棄，否則這部分油品將始終以動態形式存在于管道中，無法在一年之內將其完全輸出而銷售，也無法正常耗用；因此，鋪底原油作為資產，應帶有長期資產的性質，將其歸為存貨在流動資產中列示不合理。

（二）定性為固定資產 目前有觀點認為，可以將鋪底原油定性為固定資產。2006年財政部的《企業會計準則第4號——固定資產》第三條，對固定資產的確認條件重新進行了規定，指出固定資產必須同時具備以下兩個特征：（1）為生產商品、提供勞務、出租或經營管理而持有的；（2）使用壽命超過一個會計年度。比照鋪底原油來看：首先，一定量鋪底原油的存在是管線和儲罐正常運作的前提條件，它是企業為了提供運輸勞務而持有的一種有形資產；其次，它的使用壽命一般也都是大于一個會計年度的。因此，相較于存貨，將鋪底原油定性為固定資產更為合理。

然而準則的第十四條明確規定：企業應當對所有固定資產計提折舊。但事實上管線廢棄后，絕大部分的鋪底原油都可以回收，損耗微乎其微，一般都忽略不計，因此，鋪底原油是不需要計提折舊的，將其確認為固定資產就無法真實地反應資產的價值，不利于企業對資產進行管理和核算。

（三）定性為長期待攤費用 另一種觀點是將鋪底原油看作是企業管輸日常作業所帶來的合理耗費，認為應將鋪底原油視作長期待攤費用，并采用合理方法將其分攤到各個期間。理由如下：首先，鋪底原油損耗是企業的內部事項，不涉及與外部主體的往來，若將其放入預付賬款或者其他應收款是不合理的。第二，長期待攤費用核算的是企業已經發生但應由本期和以后各期負擔的分攤期限在1年以上的各項費用。綜上，將鋪底原油損耗定性為長期待攤費用有一定的理論基礎。

但結合相關工藝流程進行分析后發現，大部分管輸企業的清管和清罐作業都已摒棄了傳統的人工清理的方法，機械化的技術對大部分管道和儲罐都能夠進行行之有效的清洗作業，使用機械清洗的辦法原油回收率高，上文所提到的所謂的損耗微乎其微，可以忽略不計。以2萬m3和5萬m3原油浮頂罐機械清洗為例，在清洗過程中的回收油量分別為2000t和4000t，以每噸油4000元測算，回收油的價值分別達到800萬元和1600萬元。對于罐底剩余殘渣，在油水重力分離，回收大部分油品之后，也可以采用離心分離技術進一步回收有價值成分，最終剩余的含蠟、瀝青成分的固態廢棄物還可以作為鋪路原材料以回收利用。由此可見，將鋪底原油視作損耗確認為長期待攤費用不符合其工藝流程，在實務上是行不通的。

（四）定性為其他長期資產 筆者認為，鋪底原油性質特殊，介于存貨和固定資產之間，其變現期限長，理論上較接近其他長期資產中的特準儲備物資。其他長期資產是指不參與正常生產經營且具有特定用途的，除流動資產、長期投資、固定資產、無形資產和長期待攤費用以外的資產。其他長期資產中包括經國家特批的特準儲備物資，它既不占用企業的資金，也不屬于企業的存貨，未經批準，不得挪作他用。參照上述定義特征，可以嘗試將鋪底原油定性為其他長期資產中的特準儲備物資。值得注意的是，在探討鋪底原油的資金來源問題時如若參照特準儲備物資的處理，不占用企業的自有資金，還能為為企業減輕資金成本。

綜上，將鋪底原油確認為其他長期資產最為科學合理，既有一定的理論依據，又能順帶解決新建管線的鋪底原油資金獲來源的問題，為企業減輕壓力和負擔，在會計核算上也更加簡單易行，這不失為一種可行的思路。

會計確認是會計核算基本程序的第一步，筆者希望通過對鋪底原油資產屬性問題的初步探究，為鋪底原油的相關會計問題研究起到拋磚引玉的作用。但本文的研究程度尚淺，研究范圍有限，提出將鋪底原油定性為其他長期資產也僅僅是理論上的探討，為確保會計信息的可比性，管輸企業在采納該方案時，應在結合自身實際的同時兼顧其他同行業公司的做法，同時還要與總部進行溝通，確保該做法得到審計和稅務部門的一致認可后才能順利實施，

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