路径控制面板

路径控制面板（精选七篇）

路径控制面板 篇1

物质流成本会计 (MFCA) 使得企业资源损失成本可量化、结构清晰化, 从企业创新管理和产品生产技术两方面提升了其经济效益和环境效益。MFCA为优化企业内部物质流投入结构、降低环境成本提供了切实可行的路径, 将其用于环境管理和内部决策具有较强的实际意义。

一、物质流成本会计概述

1. MFCA的形成、内涵及发展。

物质流成本会计是从宏观的物料流量会计 (MFA) 发展而来的, 其原型流量成本法 (FCA) 是一种由Bernd Wagner教授和德国奥格斯堡管理和环境研究所 (IMU) 开发的环境管理方法, 被作为一项重要的环境管理技术引入联合国和 (IFAC) 的环境管理会计体系。MFCA通过对生产领用原材料及其他物质、能源等进行数量控制和跟踪, 以了解生产资料在企业制造过程中的流动并对其进行核算和管理, 其理论依据主要包括扩大制造者责任原理、产品生命周期理论原理、环境资源流转平衡原理、质量守恒定律、物料流量管理理论等。

MFCA避免了MFA必须借助系统的计算机方法进行复杂的会计核算与分析, 在此基础上简化为一种环境成本会计方法, 从实物和货币两个方面明晰了物料流动在某个环节产生何种程度的排放以及浪费的物料金额情况等, 进而计量物料在某个生产环节的利用与损失程度, 以及损失物料金额的实际情况等, 实现企业经营与环境保护的有机统一。

国际上以德国、日本等国家为代表对MFCA的理论和实践进行了大量的研究、推广。1999年, 日本产业环境管理协会受经济产业省 (METI) 的委托, 开始了对MFCA的深入研究。2000年, 日本引进德国IMU实施MFCA的相关信息, 对日东电工工厂进行MFCA试验, 取得了一定的成效。2002年, 日本产业环境管理协会发布《环境管理会计工作手册》, 拉开了日本企业引进并实施MFCA的序幕。到目前为止, 日本已有上百家企业成功导入MFCA。

日本在借鉴德国经验的基础上结合实际需求形成了自己的特色, 通过将材料细分为原材料、副料和辅助材料以及引进按工序测定的方法等, 使得原有模式更加易于操作。2007年, 日本产业技术环境局、环境管理协会和环境协调产业推进室共同发布了全球第一份MFCA指南, 指南中详细描述了MFCA的推广步骤和企业的导入流程。推广步骤具体包括将MFCA系统化、将MFCA运用到供应链企业中、将MFCA与LCA (生命周期评价) 相结合、利用MFCA作为外部环境管理评估的衡量指标;企业导入MFCA的流程分为事前准备、数据收集和处理、改善活动三个阶段。该指南促进了MFCA在企业管理实践中的应用。

在日本和德国等国家的推动下, MFCA已成为一项国际标准ISO14051于2011年9月正式发布。近年来, 随着低碳革命的大力推进, 我国在MFCA的理论和实务方面也取得了一定的研究成果。

MFCA对我国企业改善能源利用率底下与日益恶化的生态环境有着非常重要的指导作用, 目前已成为企业实施环境管理经营决策的一种重要工具, 它可以从降低物料消耗的角度, 使企业经营活动与环境管理活动相统一, 在生产过程中降低污染物的排放, 达到经济与环境“共赢”的目的。这符合我国循环经济发展和评价的要求, 对促进低碳经济建设有着积极的推动作用。

2. MFCA在EMA (环境管理会计) 中的地位及其运行机理。

(1) MFCA在EMA中的地位。EMA涉及管理会计中常用的生命周期成本分析、环境目标成本、环境投资决策、环境成本矩阵、环境业绩评价等技术方法, 为企业与环境相关的管理和决策提供了指引。MFCA侧重于生产流程中的实物信息和财务信息为基础的管理, 为提高资源利用率、减少浪费提供了定量分析。

图1反映了MFCA在EMA中的地位。

由图1可知, 在EMA体系中, MFCA是最基础的, 属于加工层次, 为企业环境成本评估、环境成本管理、成本收益分析等提供了信息平台, 属于信息供应系统;接着是生命周期成本等的产品层次;最高级的是支持环境意识管理决策的一系列程序。

(2) MFCA的运行机理。MFCA通过构建实物流成本矩阵将物料流量系统的要素数量化, 依据其内部透明性特征, 进一步提升物料流量的经济与生态导向功能, 将最终废弃物的物料成本及所分配的间接费用等均包括在内, 并以这些全部的成本费用作为管理对象。

与传统会计核算相比, MFCA主要体现出以下特征:

产品成本=正产品成本+负产品成本

正产品即指可以进入下一道工序的半成品或最终生产出来的产成品, 负产品即指生产过程中产生的除进入下一道工序的半成品以外的所有废弃物及可循环废弃物。

正产品的计算贯穿于生产的全过程, 产成品即为整个生产过程中累计计算出来的正产品价值。详见表1。

综上, MFCA的本质就是将废物变成次品, 把产生于数量中心的浪费视作负产品并作为物料损失、传送处置成本统计, 以降低环境成本, 提高企业综合效益。

MFCA的分析主要基于数据库中大量的实物和货币信息的支持, 对数据的需求同时影响着会计方法和数据库的构建。MFCA最终基于提供实物投入、系统资源和交货三类实物流的成本、价值和数量信息, 形成支持决策的报告供管理层使用, 具体操作流程见图2。

本文基于国部克彦对MFCA核算原理的描述:在制造过程中产生废弃物的各个工序检测出全部物质的投入和产出数量, 并对下道工序的合格品部分与废弃部分加以区分。将投入成本分为四类:物料成本 (MC) , 包括生产过程中需要的主材料、副材料及辅助材料;系统成本 (SC) , 包括人工成本、设备折旧等;能源成本 (EC) , 包括电力、燃料费用等;废弃物管理成本 (WC) 。基于MFCA的成本分析方法和前文对投入成本的分类, 若企业产成品数量为A, 总成本为TC, 单位产品重量为M, 单位正产品重量为G, 单位负产品重量为g, 单位产品成本为C, 单位正产品成本为av, 单位负产品成本为aw, V为总正产品成本, 则企业产品的成本和数量满足以下公式:

以生产企业为例, 假设生产单位产品时需投入原材料200kg, 材料价值1 000元, 加工费500元, 成品产出150kg。那么MFCA核算与传统成本计算的差异体现在: (1) 按传统成本计算方法, 尽管在生产时产生50kg废弃物, 但并未计算其成本, 而是将其算作投入阶段的成本, 因此产品成本为1 500元 (1 000+500) ; (2) 按照MFCA核算, 根据产品重量和废弃物重量分摊成本, 产品成本为1 125元[150÷200× (1 000+500) ], 废弃物成本为375元 (1 500-1 125) 。

(3) MFCA的优势及应用范围。MFCA使得企业资源损失成本可量化、结构清晰化, 为资源生产效率的提高奠定了良好的信息基础。因此, 企业转变成本核算方式大力推进MF-CA, 是企业发展的必然趋势。

如前所述, 通过MFCA可将需改进生产工序的“正产品”和“负产品”信息及时传递给企业管理人员, 便于管理层了解各检测点的制造成本损失状况, 进而有效控制成本, 达到降低产品成本的目的。负产品成本是由生产过程中各种原因所引起的。

基于MFCA的核算, 主要可以为企业提供如下三方面的信息: (1) 正产品成本信息, 包括正产品耗用主料、副料、辅助材料、能源、人工以及产品配送等成本信息; (2) 负产品成本信息, 包括各个工序 (检测点) 浪费的材料成本、能源成本、系统成本以及各种废弃物的事后处理成本等; (3) 其他相关信息, 企业在实施MFCA的过程中, 不但需要核算“正、负产品”的成本信息, 而且需要了解与企业环境相关的组织结构、环境设备的投资及运用状况、环境从业人员的培训状况、环境违规信息等等。

以上信息能为企业环境业绩评价系统提供较好的数据支持, 使得评价结果更为科学合理。我国已有部分制造业企业引进MFCA进行环境管理, 使其提高了企业的资源利用效率, 减少了企业污染物的排放, 达到了经济效益与环境效益双赢的目的。

MFCA的应用范围很广, 不仅适用于制造类企业, 即便是一些服务业的单位或组织等也有应用MFCA的案例存在。MFCA的理论和成功的实务经验使得其日趋完善, 可以有效指导企业, 在经济、环境和社会方面取得三重效应。另外, 应用MFCA并不需要先进的计算机信息数据库, 只要利用简单的电子数据库就足够了, 这对中小企业尤为重要。

二、MFCA的应用绩效——以制造业为例

我国企业目前引入MFCA进行核算的案例相比日本、德国还比较少。本文选取我国制造业2010年数据进行实证研究, 说明MFCA对企业环境成本管理绩效的积极意义, 旨在验证上述评价的可行性, 并为其他企业、行业引进MFCA提供借鉴。

1. 制造业环境成本概况。

制造业作为我国国民经济最重要的支柱产业和经济基础, 在国内生产总值所占的比重达到40%, 并且贡献了财政收入的一半。二十多年来, 我国制造业平均增长速度高达12%, 增长速度明显快于世界平均水平, 我国已成为世界级的“制造大国”。但是, 我国制造业对资源和能源消耗大, 对环境的破坏性很强, 导致环境成本很大。而随着出口额的不断增加, 我国为其他国家的消费承担着这些环境成本, 导致成本与利益不对称的同时连带产生了环境功能退化这样的“公地悲剧”。

根据历年《中国统计年鉴》数据进行计算, 制造业的主要排放量增长率和环境成本逐年增加, 所以积极采取措施将环境成本内部化以从根本上解决环境退化问题迫在眉睫。

2. 制造业实施MFCA的成效。

高成本和高损耗是制造业的一大难题, 生产过程中的损耗使得企业必须在现有的各项成本之和的基础上提高产品的报价。本文将制造过程中的原料损耗分为以下三方面: (1) 覆盖和加热过程:基质、分离器和特殊粘合剂。 (2) 切割过程:切割中间产品剩下的边角料, 按重量计算。 (3) 生产流程传送过程中的附着损耗。

笔者收集了我国制造业2010年的数据, 并将其以货币计量化。采取上面的公式, 得到的实物流成本矩阵和改进措施前后的利润表如表2所示。

通过测算, MFCA较传统方法可使产品成本降低25%, 这在制造业降低能源成本和系统成本、提升环境业绩中意义重大。同时, 制造业采用MFCA可以使成本分类及对环境的影响更加透明化和定量化, 企业可深入设计环节、工艺流程、管理环节等领域, 剖析损失根源以识别制造过程中材料损耗较高的环节。通过进行损耗分析并采取完善措施, 环境成本大约降低21%, 企业利润提升29.51%, 有效地提高了企业综合业绩。本文认为企业运用MFCA时应主要涵盖制造车间日常管理领域的应用、产品技术部门与工程技术的改进、技术进步及新产品研发与设计阶段等领域。

注:**表示:84 429.48 (总成本) =81 929.48 (产品成本) +2 500 (环境成本) 。标有*行的数据代表根据历年行业数据的模拟值。数据来源于《中国统计年鉴2011》。

本文基于实证研究拟合了MFCA和传统方法对企业的影响差异图, 如图3所示。

在A、B两点, 企业投入的原材料、人工一样, 但是由于采取的核算方法不同以及是否采取改进措施, 导致环境成本不同, 进而带来企业业绩的差异。因此, 运用MFCA能找出企业生产过程的问题并提供解决方案, 使企业资本投资成为可能, 并能为这种投资保证预算, 是企业新兴的决策工具。

三、总结

低碳经济作为一种新的经济发展模式对改善环境意义重大。企业为顺应低碳经济建设面临环境方面的投资项目选择时, 在必须考虑基本项目成本的基础上还需要考虑或有负债和无形成本等环境成本。但这些项目由于具有或有的性质, 未来的不确定性很大。因此, 企业在内部决策过程中需要关注全部实物的投入和全部产出, 综合分析各项产出的成本, 对环境成本进行估计, 以进行正确的决策。

MFCA的应用使企业当期资源的使用情况和环境成本更加透明化, 为从物质流动的角度审视生产工序成本流提供了路径。

现有的环境业绩评价研究成果多偏向于宏观方面, 本文认为以MFCA理论为基础, 从企业层面建立环境成本管理业绩评价体系, 不但可以揭示企业环境管理的成效, 更能够帮助企业认识环境管理决策中的不足, 有利于企业进一步完善环境业绩评价体系, 具有重要的理论与实践意义。同时, 强化对环境的外部评价很有必要。因此, 下一步的研究可以将LIME (基于端点建模的生命周期影响评估方法) 、JEPIX (日本环境政策优先指数法) 、MAC (最大减排成本法) 等评价方法融入其中, 以准确估计企业的内部资源流成本和废弃物的外部损害成本。

摘要：本文基于低碳经济视角, 在分析企业环境行为和环境成本重要性的基础上, 指出企业的发展过程必须着手资源损失成本可量化和结构清晰化, 为企业提高资源生产效率和降低环境成本满足可持续发展奠定良好的信息基础。通过构建企业环境成本矩阵, 对MFCA的实施优势及范围进行拓展, 并以其在制造业的应用分析了环境成本管理绩效。

关键词：低碳经济,环境成本,传统会计,MFCA,管理绩效

参考文献

[1] .罗喜英, 肖序.ISO14051物流成本会计国际标准发展及意义.标准科学, 2009;7

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[8] .李国柱.经济增长与环境协调发展的计量分析.北京:中国经济出版社, 2007

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路径控制面板 篇2

随着京津冀区域经济一体化的快速发展,以及它的特殊地理位置和功能定位,越来越引起中国乃至整个世界的瞩目。在其发展历程中,FDI在其中发挥了至关重要的作用,FDI不仅通过资金、技术等渠道给京津冀地区经济带来迅速发展的同时,也给它的资源环境和碳排放问题带来了较大压力。近些年来,京津冀地区的环境问题愈发严重,研究该地区FDI对碳排放的影响效应有着重要的现实意义。

综观已有文献,大多数学者主要从国家层面研究FDI与碳排放之间的关系。Perkins et al认为不发达国家的进出口水平和外商直接投资的增加有利于东道国碳排放效率的提升[1]。美国学者Hoffman et al得出低收入国家的碳排放水平影响FDI的进入,中等收入国家的FDI的流入助长了碳排放的增加,在高收入国家没有检测到FDI与碳排放存在因果关系的结论[2]。李子豪等认为在全国范围内,滞后一期的FDI对各地碳排放具有显著的正面影响[3]。王志梅等认为长期FDI的流入将降低我国的碳排放[4]。借鉴Grossman、Krueger提出的FDI对生态效应影响的规模效应、结构效应和技术效应,于峰等研究了我国FDI的规模效应、结构效应、技术效应以及管制效应得到,在我国FDI存量诱致的经济规模扩张和经济结构变化带来的环境效应均为负面的,而其诱致的技术转移带来的环境效应为正面的,但FDI存量的总体环境效果则是消极的[5,6]。李子豪等通过中国内地30个省区的数据,加入了政府环境管制这一因素,得到FDI通过规模效应和结构效应,FDI显著地增加了各地的二氧化碳排放;技术效应渠道,FDI则有效降低了各地的二氧化碳排放;而管制效应方面,FDI对各地二氧化碳排放的抑制作用则很不明显[7]。陈德湖等利用我国1985—2008年的时间序列数据进行实证分析得到,FDI对我国碳排放的规模效应、规制效应均为正向影响,技术效应表现为负向影响,结构效应不明显,总效应为正,据此可以得出,随着FDI的增加,碳排放也依次增加[8]。詹正华等通过分析长三角地区的FDI、经济增长与碳排放之间的关系,得到长三角地区的FDI在促进该地区经济增长的同时也给环境带来了一定的消极影响,规模效应、结构效应和环境管制效应的影响弹性均为正数,只有技术效应的影响弹性为负数,整体看来长三角地区的FDI对碳排放的增加起到促进作用[9]。

以上研究不难发现,FDI确实与碳排放呈现出相关关系,且通过经济规模、产业结构、技术进步以及环境管制四条途径来影响二氧化碳的排放。由于各条路径对碳排放的影响效果不同,FDI到底是促进二氧化碳的排放,还是降低二氧化碳的排放,不同的学者针对不同地区所得到的结论也不同。且目前针对我国的研究成果多集中于国家层面或东中部地区,因此在碳排放问题和京津冀地区的污染问题双重压力下,文章将从规模、结构、技术和管制四方面理清京津冀地区FDI与碳排放之间的关系。在联立方程设定时,由于北京、天津和河北三地区之间职能地位的不同,以及环境管制强度的数据在2003年左右出现变革,因此在模型估计时采用了双向固定效应模型。

二、模型设定和样本数据

(一)模型构建

为了研究FDI与碳排放之间的内在联系,借鉴He Jie[10]、李子豪等所建立的联立方程模型,建立京津冀地区包含FDI规模效应、结构效应、技术效应和管制效应的联立方程模型。

1. 碳排放方程。影响二氧化碳排放的因素众多,王玮采用LMDI方法将影响碳排放的因素分解为经济规模、产业结构、技术进步,而FDI可通过影响地区经济规模、产业结构、技术进步间接影响二氧化碳的排放[11];当然,一地区对环境的管制也会影响到二氧化碳的排放,理论上讲环境管制的强度越大越能够降低二氧化碳的排放,而政府环境管制具有时滞性,在模型设定时,将环境规制的二次项加入,建立扩展的EKC曲线的碳排放方程:

2. 规模效应方程。规模效应是指FDI通过进入地区,提供资金、技术等原因促进经济的发展而引起的环境质量的变化。由C-D函数可知,一地区经济规模受到各种投入要素的影响,如劳动投入和资本投入,现将资本投入细分为国内资本存量K和国外资本FDI。另外,随着经济的发展,政府将会越来越重视生态环境,环境将会纳入到影响经济发展速度的因素之中,因此加入碳排放量代表环境因素,以下为规模效应方程:

3. 结构效应方程。结构效应是指FDI通过流入到各个行业,使得产业结构发生变化,以此对环境质量产生的效应。根据相关资料统计,制造业是碳排放量最多的一个行业,且是第二产业主要组成部分,从我国2000—2013年FDI的产业分布数据上来看,5 764亿美元的FDI了流入第二产业,占全部FDI的53.08%,这也就意味着FDI的增加将会显著地影响地区第二产业所占的比重,以此影响地区二氧化碳的排放。另外,地区产业结构会受到资源要素以及地区技术水平的影响。因此结构效应方程为:

4. 技术效应方程。技术效应是指通过引入FDI以及外资企业,而带来的技术进步以及将会存在更多资金用于科学研究,使得地区技术能够大幅度提升,改善能源的利用效率,以此降低地区的碳排放。当然影响地区技术进步因素也包括了地区的经济增长、R&D投入等因素,地区经济发展越好,R&D投入越高,将会提高该地区的技术进步水平。除此之外,地区的环境管制对技术进步也有一定的影响,若地区对环境污染的管制较严格,企业将会采取较新的技术以及使用一些技术水平要求较高的机器进行生产,若地区对环境污染的管制较松懈,企业在遵循利润最大化的原则时,将会使用一些工艺水平较低且产生污染的机器进行生产,以此降低其生产成本。鉴于此,技术效应方程可设为:

5. 管制效应方程。管制效应是指根据地区政府对环境污染进行管制力度以及加大环境污染的治理强度,使得FDI进入到地区的规模不同,进而能够改善环境污染状况。一般认为影响当年的环境管制强度的因素主要有前期地区的经济发展水平、污染水平和FDI引入的规模。因此管制效应的方程为:

6. FDI规模方程。引入FDI的规模直接受到地区前期经济发展水平的影响,地区经济发展情况越好,就越能够吸引外资的进入。而在FDI进行区位选择时,往往考虑到该地区的环境管制强度。数据显示,大部分FDI将流向到第二产业,致使其污染程度较高,地区环境规制强度若是高于外商能够承受的范围,则将会影响其投入资金的规模,因此FDI的规模方程设为:

方程(1)、(2)、(3)、(4)、(5)、(6)分别为联立方程的一部分,整个联立方程将分析京津冀地区FDI与碳排放之间细致的内在联系。

(二)变量说明与数据来源

文章选取了北京市、天津市和河北省三个省市2000—2012年的数据作为研究对象。涉及到的基础数据有各地区能源消费实物量、地区生产总值、第二产业增加值、工业污染治理投资额、FDI、年底就业人数、固定资本投入、R&D投入。基础数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》以及各地区统计年鉴。

碳排放量:目前各统计年鉴上无二氧化碳的排放量,基于IPCC《国家温室气体排放清单指南》2006版的计算方法对各地区的碳排放量进行核算,核算公式为:Citj=∑itj×η(jj=1,2,3,4,5,6,7),其中ηj为第j类能源的碳排放系数[12]。鉴于统计年鉴中的各种能源的消耗量为实物统计量,测算碳排放时需将其转化为标准统计量。根据《中国统计年鉴》口径,将能源种类划分为8类,包括原煤、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油和天然气。本文对碳排放的测算也采用涂正革等的“电(热)碳分摊”原则来测定各地区的碳排放量,符号为C,单位为万吨[13,14]。8类能源的转换系数及碳排放系数如表1所示,转换系数的计量单位天然气为吨标准煤/万立方米,其余能源的单位为吨标准煤/吨,碳排放系数的单位为吨碳/吨标准煤。

经济规模:选取各地区生产总值作为经济规模,为消除地区间物价因素,以2000年生产总值指数为基期进行平减,符号为JJGM,单位为亿元。

产业结构:结合相关文献,选取各地区第二产业占地区生产总值比重作为产业结构,符号为CYJG,单位为%。

技术进步:借鉴牛鸿蕾等学者观点[15,16,17]。能源强度指标常用来反映技术进步水平,能源强度是指单位生产总值所消耗的能源量,即地区能源消耗量与地区生产总值之比,技术水平越高,能源强度越低。符号为JSJB,单位为万吨/亿元。

环境管制:在环境规制的指标选择上,学者们采取的指标不同,如二氧化硫处理率、工业三废处理率以及环境污染治理投资。本文借鉴王怡等的观点,以环境污染治理投资作为政府环境规制的指标[18]。符号为ER,单位为亿元。

劳动投入:采取各地区年底就业人数作为劳动投入,符号为L,单位为万人。

资本投入:由于各地区资本存量无法直接获得,因此根据张军等人估算资本存量的永续盘存法进行核算,以2000年的固定资产投资额除以当年第二产业占地区生产总值的比重作为初始的物质资本存量,然后按照永续盘存法以0.096的资本折旧率计算2001—2012年的物质资本存量,最后以2000年为基期的固定资产价格指数消除价格因素的影响[19]。符号为K,单位为亿元。

研发投入:采用R&D内部支出额反映各地区研发投入水平,符号为RD,单位为亿元。

要素禀赋:采用资本劳动比代表各地区要素禀赋,即资本存量与年底就业人数之比,符号为KL,单位为亿元/万人。

FDI为外商直接投资,单位为亿美元。

在实证分析时,为保证数据的稳健性,各变量取对数。

三、实证分析

联立方程的估计方法有系统估计法和单方程估计法。为研究准确估计FDI的各种效应,文章选用单方程估计方法。在估计方程之前,进行了单位根检验、协整检验以及单向、双向固定效应检验,并且考虑到各个区域内部依然存在着较大差异,以及环境规制在2003年左右出现较大的变动。因此采用双向固定效应模型更合适,似然比检验和Hausman检验结果也支持模型采用固定效应模型。各变量数据均通过单位根检验、协整检验,涉及的参数估计均利用Eviews 8.0软件进行计算。

京津冀地区建立的关于FDI的联立方程实证结果见表2。从表2的计量结果可以看出,方程的拟合效果非常好,调整的可绝系数均在85%以上,且大部分参数的估计结果符合预期。

从碳排放方程中可看出,京津冀地区经济规模、产业结构和技术进步均与地区碳排放显著相关。从各相关系数的符号可知,当前京津冀地区经济规模的扩张、第二产业结构的强化都会促进该地区二氧化碳的排放;以能源强度代表的技术进步的符号为正,即说明随着技术水平的提升,能源强度将会下降,也意味着京津冀地区技术水平的提升将会在一定程度上抑制二氧化碳的排放;而京津冀地区的环境管制对碳排放的影响不显著,但是该地区环境管制的效果呈现出倒U形,即存在环境管制的库兹涅茨曲线。

从FDI规模方程中可看出,京津冀地区前一期的经济规模和环境管制对FDI的流入有显著的影响。前一期的经济规模每增加1%,当期的FDI的流入将增加1.062 0%;而京津冀地区的环境管制与FDI的流入也呈现出显著的正相关关系,说明京津冀地区的投资环境非常好,尽管进入该地区需要付出一定的代价,但仍然不能够减少外资企业的进入。

京津冀地区FDI对碳排放的影响,可以从规模、结构、技术和管制等方面的效应来分析其对碳排放的整体影响,从表2的计量结果中可以得到上述四个方面对碳排放的具体效应。

从表3京津冀地区FDI对碳排放的分解效应可知,该地区FDI对碳排放的总效应为正,即京津冀地区FDI整体上还是加剧了二氧化碳的排放,从各个层面上看,除技术效应为负号以外,规模效应、结构效应以及管制效应均为正号,也就表明了京津冀地区FDI所带来的技术效应在一定程度上降低二氧化碳的排放,但相比于规模效应、结构效应和管制效应所增加的二氧化碳排放量有所不及。因此,整体上来看,京津冀地区流入的FDI每增加1%,该地区的二氧化碳排放量将会增加0.442 9%。

(1)规模效应。表2、表3中的计量结果和规模效应的影响路径显示:京津冀地区2000—2012年FDI对地区生产总值起到了显著的推动作用,FDI每增加1%,将会引起该地区经济规模增加0.196 4%。进一步分析FDI对碳排放的间接效应,在其他条件不变的情况下,经济规模每提高1%,将引起二氧化碳的排放量上升0.962 5%。从而可知,京津冀地区流入的FDI通过扩大经济规模而导致二氧化碳排放量的间接影响系数为0.189 0。这也符合大多数学者的研究结论,如李子豪等[7]通过估算我国30个省市自治区的碳排放数据得到,我国FDI对碳排放的规模效应的影响系数为0.054,对我国工业行业的数据进行研究,得出FDI对碳排放的规模效应的影响系数为0.286;詹正华等测算的长三角地区FDI对碳排放的规模效应的影响系数为0.014 8[20]。由此可以得出京津冀地区FDI的规模效应明显高于全国的平均水平,但小于我国工业行业的规模效应。

(2)结构效应。表2、表3中的计量结果和结构效应的影响路径显示:京津冀地区2000—2012年FDI的绝大部分流向了第二产业,FDI每增加1%,将引起第二产业所占比重提高0.677 9%;而在其他条件不变的情况下,第二产业比重每提高1%,二氧化碳的排放量将增加0.515 6%,由此得出京津冀地区的FDI通过转变产业结构而间接影响碳排放量的系数是0.349 5。从我国引入的FDI的产业结构上看,70%以上的FDI流向了污染集中的工业制造业,京津冀地区由于其区位的特殊性,FDI流入工业制造业的比例相对要低于全国的平均水平,不过该地区流入工业制造业的FDI的比重也保持在40%以上,尤其是河北省和天津市,由于河北地区的优势产业主要是汽车、电气、煤炭、纺织、冶金、建材、化工、机械、电子、石油、轻工、医药等工业制造业,FDI投向工业制造业的比重一般在70%以上。因此,就目前京津冀的情况来看,FDI对碳排放的结构效应仍然为正。

注:括号内为 P 值,**、* 分别代表系数在 1%、5%的显著性水平下显著。

(3)技术效应。表2、表3中的计量结果和技术效应的影响路径显示:京津冀地区2000—2012年FDI可通过直接引进外来企业的先进技术、提高经济规模和加强环境管制三个渠道来改善该地区的技术效应。FDI对该地区的技术进步的直接影响系数为-0.153 1,通过促进该地区经济规模而提高技术水平的影响系数为-0.057 1,通过加强该地区的环境管制而提高技术水平的影响系数为0.097 1,则该地区FDI的引进对技术进步总的影响系数是-0.113 1。由于使用能源强度代表技术进步,则技术进步与能源强度呈现负相关关系,因此负号代表FDI将显著地促进技术进步。进一步研究,在其他条件不变的情况下,技术进步每提高1%,则碳排放量将降低1.037 7%,由此得到FDI对碳排放的技术效应的影响系数为-0.771 4,即FDI每提高1%,间接地使二氧化碳的排放量降低0.771 4%。一般认为,FDI企业比本土企业技术水平、能源利用率高,本土企业为了增强其竞争力,也将加强技术研发,努力降低其生产成本,提高技术水平和能源利用率,从而改善整个地区的技术水平,降低能源强度,减少二氧化碳的排放。

(4)管制效应。采取工业污染投资完成额作为政府环境管制强度,在碳排放方程中,京津冀地区的环境管制对碳排放的影响不显著,说明该地区环境管制的力度不强。同时,从FDI的管制效应的渠道来看,主要有FDI的直接管制和通过促进经济发展而逐渐重视环境这两条渠道。FDI对环境管制强度的直接影响系数为0.956 0,FDI通过促进经济发展而对环境管制强度的影响系数为0.248 7,则该地区FDI的引进对环境管制强度总的影响系数是1.204 7。由此得到FDI对碳排放的管制效应的影响系数为0.021 7,即FDI每提高1%,间接地使二氧化碳的排放量增加0.021 7%。理论上讲,环境管制强度越强,将会减少二氧化碳的排放量,而京津冀地区的FDI虽然与环境管制强度呈现正相关关系,地区的投资环境较好,外商企业和FDI愿意付出一定的代价而进入该地区,该地区的环境管制强度需要进一步加强。

四、结论与建议

文章通过估算2000—2012年京津冀地区的碳排放数据,从规模、结构、技术、管制四个渠道,分析了该地区FDI对碳排放量的影响。通过构造FDI四个渠道对碳排放影响的联立方程,得到京津冀地区FDI对碳排放的整体弹性系数是0.442 9,即京津冀地区流入的FDI每增加1%,该地区的碳排放量将会增加0.442 9%。从分解效应层面看,京津冀地区FDI对碳排放的规模效应、结构效应、技术效应、管制效应分别是0.189 0、0.349 5、-0.117 4、0.021 7。其中,除了FDI对碳排放的管制效应不显著外,其余三个效应均显著。

以上结论对京津冀地区招商引资和低碳减排等方面具有重要意义。

第一,FDI的引进促进了京津冀地区的经济增长,但同时也带来了环境问题,因此应该继续扩大外资的引进,在保证外资数量持续增长的前提下,也应坚决抵制污染性外资企业的进入。

第二,京津冀地区FDI对碳排放的结构效应为正,说明FDI加速了京津冀地区产业结构的高碳化过程,尤其对河北地区。因此,在引进外资时,应优化产业结构,转变目前以工业制造业为主的经济结构,将外资应用到低能耗高效率的行业以及技术密集型项目,减少高碳产品的生产。同时,由于河北地区FDI流向工业制造业的比重在70%以上,因此在河北地区应提高外资在服务业和农业投资的比重,以降低京津冀地区FDI流向工业制造业的比重。政府部门可以制定相应的优惠政策,引导外资向第三产业和低能耗产业转移。

第三,京津冀地区FDI对碳排放的技术效应为负,说明FDI的引进提高了技术水平,增强了能源利用率,从而显著地降低二氧化碳的排放。因此,在加大外资引进的同时,应注重获取外资企业的先进技术,并加强外资企业与其总部企业的联系,积极利用外资企业的技术溢出效益,提升国内企业的技术水平。

第四,京津冀地区FDI对碳排放的管制效应不显著,但仍然存在一定的效应。因此,在引进外资的同时,应加强京津冀地区的环境监管和治理力度,坚决抵制高污染、高能耗的外资企业进入京津冀地区的核心地带。对京津冀延伸地区,制定相应的环境管制门槛,限制一部分污染性外资企业进入。

摘要：通过估算2000—2012年京津冀地区的碳排放数据,从规模、结构、技术、管制四个渠道,分析该地区FDI对碳排放量的影响。通过构造包含FDI对碳排放的四种效应的联立方程,采用双向固定效应模型,结果显示京津冀地区FDI对碳排放的总的影响弹性是0.442 9。从分解效应层面看,京津冀地区FDI对碳排放的规模效应、结构效应、技术效应、管制效应分别是0.189 0、0.349 5、-0.117 4、0.021 7,其中FDI对碳排放的管制效应不显著,其余三个效应均显著。

路径控制面板 篇3

光纤面板是由数千万根直径5～6μm的光学纤维规则紧密排列而成的，它具有很高的集光能力和分辨率(4000万象素/cm2)，在光学上具有零厚度，可以无畸变地传递高清晰度图象，是性能优异的光电成象器件，在诸多高技术领域中获得应用。其制作工艺过程如图1。

2 热压工序的工艺过程

由光学纤维面板的制作工艺流程图可知，排板工序是将由拉丝工序所拉制的玻璃丝切成定长后，按要求码放在热压工序的模具内。

在热压工序中，将装有排列好定长玻璃丝的模具放入加热炉内，经过一定的升温、保温、加压和抽真空过程，将玻璃丝升温至熔融状态时加压，熔压成光纤板段。

其温度工艺制度曲线如图2。

3 热压工序温度控制系统的精度和稳定性对光学纤维面板光学内部质量和气密性的影响

3.1 该温控系统必须严格保证玻璃丝在加热炉内受热均匀

如果玻璃丝在加热炉内受热不均匀，则由于一部分玻璃丝温度高，一部分温度低，会导致其经过软化状态的压制过程后，使形成的光纤板出现变形，而使通过光纤板产生的像产生了畸变，不符合光学纤维面板的性能指标要求。

3.2 热压温控系统的精度和稳定性对光学纤维面板光学内部质量的影响

玻璃丝在保温加压过程中，玻璃丝应当处于软化状态。若温控系统精度较差，使得控温精度不能达到±0.5℃，当温度偏高时，玻璃丝受热温度偏高，会发生变形，破坏了光纤板的结构;若温度偏低，则玻璃丝不够软化，受压时易破损，形成光纤板的暗点和鸡丝。

3.3 热压温控系统的精度和稳定性对光学纤维面板气密性的影响

如果玻璃丝受热温度偏低时，则它们不处于最佳的软化状态，则玻璃丝之间就不能紧密粘连，易形成漏孔，导致光纤板漏气。

4 热压工序的温度控制系统

4.1 该温控系统的控制框图如图3。

4.2 二次仪表

我们采用AI表作为该温控系统的二次仪表，该仪表精度较高，可达0.2级，较好地满足了热压工序温度工艺的要求。

AI表是采用单片机控制的智能化仪表。该仪表所采用的人工智能调节方式，是采用模糊规则进行PID调节的一种新型算法。在误差较大时，运用模糊法进行调节，以消除PID饱和积分现象;当误差趋小时，采用改进后的PID算法进行调节，并能在调节中自动学习和记忆被控对象的部分特征以使效果最优化。它具有无超调、高精度、对复杂对象也能获得较好的控制效果等优点，其整体调节效果比一般PID算法及模糊调节算法均更优越。

该仪表可使温度按一定程序进行控制，可设置任意大小的温度给定值，升、降温斜率，具有跳转、运行、暂停及停止等可编程、可操作命令，完全满足了热压温度工艺控制曲线的要求。

4.3 微机控制的晶闸管变周期过零触发电路

4.3.1 晶闸管的导通触发方式通常有两种：移相触发和过零触发。前者使正弦波残缺不全，在它的频谱中含有相当量的高次谐波，并通过电网传输到较远距离，给电力系统造成公害。过零触发由于保证了电磁波的完整性，减少了电磁干扰，近年来被广泛采用。

晶闸管的过零触发又分为恒周期和变周期两种方式，我们采用了单片机控制的变周期过零触发控制方式作为晶闸管的触发电路。变周期过零触发是在单位时间内变化时间周期，将正弦波的导通周波离散化，通过周期变化控制导通周波数，实现调节输出功率的目的。这种控制方式可使当多台加热炉同时运行时，不可能出现两个正弦波同时导通或同时截止，以避免对供电变压器造成较大的冲击。

4.3.2 变周期过零触发电路的工作原理,如图4。

4.3.3 变周期过零触发电路的控制方框图，如图5。

4.4 加热炉

我们对加热炉的炉丝采用Yo连接方式。采用三相电炉，一方面可增加加热功率，提升升温速率;另一方面可使电源保持三相平衡，避免单相电流过大。

5 结论

路径控制面板 篇4

1 某水库建设规模及施工方案

某水库蓄水位置高133.1m, 其可容纳10.89×108m3的水量, 其坝高最高可达157m。在河床布置大坝形式的选择上使用混凝土面板堆石坝, 在坝顶上游设置有“L”型的防浪墙, 是一组大型的水利工程。

在混凝土面板堆石坝的施工中, 对于面板混凝土的施工选用的是钢筋水泥板面的坡比为1∶1.404, 水泥混凝土的面板厚度不一, 其厚度范围为0.4mm~0.85m之间, 按计划, 面板水泥混凝土的块将分为两期浇筑完成。在垫层斜坡面上采用的是喷阳离子乳化沥青进行防渗, 在坡顶设置防浪墙, 其与水泥面板向连接, 在混凝土面板的浇筑中, 按照从中心条块向两侧跳仓的顺序进行混凝土的浇筑施工, 起始三角块采用旋转法与主面板一起进行浇筑, 二期面板的浇筑需要按照3层浇筑的顺序进行浇筑。

2 混凝土面板堆石坝施工中面板混凝土施工难点与要点

2.1 做好喷阳离子乳化沥青固坡的处理

在混凝土面板堆石坝施工当填筑到一定的高程后, 待到上游坡面经过削坡、斜坡碾压合格后需要对其采用喷阳离子乳化沥青的方式对其进行加固, 完成对于乳化沥青的喷洒后需要在其上采用人工洒砂的方式来提高乳化沥青的强度, 完成对于乳化沥青的喷洒后需要采用斜坡振动碾和静碾两遍, 在完成对于其施工质量的检测并合格后方可执行下道工序。由于施工工期上, 通过在基坑中采用喷阳离子乳化沥青的方式来做好基坑的防渗与固化。

2.2 做好混凝土面板堆石坝施工的测量放线与止水垫层的施工

完成了上述工序的施工后, 测量人员完成对于混凝土面板堆石坝施工中的测量放线, 在分缝位置处作宽70cm, 厚10cm的水泥砂浆找平带, 在其上安装止水和侧模。

2.3 做好接缝止水的安装

混凝土面板堆石坝施工中的接缝止水的安装包括趾板、高趾墙、防浪墙与面板周边缝之间的防水, 在面板间垂直缝的应力集中区需要设置张性缝确保面板之间的防水效果。铜止水需要在混凝土面板堆石坝施工的过程中在现场一次加工成型, 确保施工质量, 对于铜止水可以采用双面焊接的方式确保其间的连接, 对于面板间的防水所使用的橡胶止水棒和聚氯乙烯垫片等则需要使用模板进行固定, 在面板之间涂抹与止水材料相同基料的密封材料, 待到其干燥冷却后做好对于其的镶嵌, 对于镶嵌完成的缝隙需要做好保护罩的覆盖并压紧, 避免影响密封效果。

2.4 侧模的安装

混凝土面板堆石坝中所使用的侧模多使用的是木材加工而成的, 在顶面安装角钢以提高滑模的滑动性, 可以使得转移移动更为方便, 在侧模的使用上需要做好对于侧模的编号, 在施工时需要根据编号按序安装, 完成对于侧模的安装后需要做好对于其的固定工作。

2.5 做好对于混凝土面板堆石坝中所使用的钢筋的制备与安装

在混凝土面板堆石坝中的垫层坡面上插设钢筋, 其中所使用的钢筋在后方完成加工并运输至施工现场, 使用卷扬机吊装到施工面上并现场进行绑扎与钢筋框架之间的绑扎连接。

2.6 做好滑模和滑槽的安装

滑模通过设置在混凝土面板堆石坝坝顶的两台卷扬机进行提升, 其中滑模采用的是无轨式滑模, 侧模采用的是由钢木结构制作而成的可调式的轨道结构, 其既可用作侧模的模板也可以用作滑模的滑动轨道, 能够将滑模缓慢的滑行至所需要到达的位置, 滑槽采用的是由铁皮制成的U型槽, 在滑槽的顶部设置有水泥混凝土的收集料斗, 溜槽相互之间串联布置在钢筋网上全滑模前, 滑槽间隔与钢筋网之间相互连接固定.在进行水泥混凝土的浇筑时为避免滑槽下部水泥混凝土的物料堆积, 需要按照一定的间隔设置间隔滑槽。

2.7 水泥混凝土块的浇筑方法

对于混凝土面板堆石坝中的水泥混凝土的浇筑采用的是水泥搅拌车将其运输到料斗卸入处, 并在移动槽的末端通过人工振捣的方式来提高水泥砂浆的流动, 在水泥混凝土的浇筑上采用的是分层浇筑的方式, 每层厚度为30cm左右, 在混凝土的浇筑时可以采用振捣器完成对于浇筑水泥砂浆的振捣, 直至无气泡排除为止。

2.8 水泥混凝土浇筑后的养护

在完成了对于混凝土面板堆石坝水泥混凝土的浇筑后, 需要做好对于混凝土面板堆石坝水泥混凝土的养护, 以提高其浇筑质量。在夏季养护的过程中需要在其上覆盖草席、麻布等来增加其保湿效果, 并在其表面喷洒乳化养护剂, 在养护的过程中需要注意及时浇水养护, 这一过程需要持续两个半月左右, 当在冬季气温较低时对于水泥混凝土的养护需要注意保温, 通过在其上覆盖草席、塑料布与保温被的方式来做好对它的保温。

3 混凝土面板堆石坝施工中水泥面板的防裂要点

水泥混凝土的面板的施工效果对于混凝土面板堆石坝的施工质量有着极为重要的影响, 为避免其在施工过程中出现裂缝可以采用以下几种措施:

3.1 在上游坝坡垫层的施工过程中, 需要注意垫层料的碾压效果, 并注意沉降等对其面板质量施工的影响, 需要待其沉降稳定后在继续进行后续施工。

3.2 在混凝土面板堆石坝施工中需要采用发热量较低的水泥来进行施工, 以减少水泥浇筑时所产生的水化热对混凝土浇筑质量的影响, 同时还可以采用加大骨料粒径、掺杂粉煤灰等的方式来确保水泥混凝土的配合比, 减少水化热对面板浇筑质量的影响。在混凝土面板堆石坝水泥混凝土施工中, 为减少可控制水泥混凝土块的干缩裂缝, 需要减少水泥混凝土块的单位用水量, 通过试验发现, 在施工中可以通过在水泥混凝中加入DH3高效减水剂的方式来减少用水量, 通过测算这一用水的减少量可以达到20%左右, 通过减少用水可以使得水泥混凝土呈现出低流动性的水泥混凝土, 减少和控制水泥混凝土块干缩缝的形成。

3.3 对于混凝土施工中所使用的砂石、混凝土料等需要经过检测后且经过监理工程师的确认后才可进场, 并做好水泥混凝土配合比的检测与确认, 以减少化学反应缝、碳化收缩缝的产生, 提高混凝土面板堆石坝的施工质量。

3.4 在混凝土面板堆石坝的施工过程中需要注意面板水泥块的浇筑质量以及面板垂直缝面防水等的施工质量, 同时在混凝土面板堆石坝的施工中需要根据仓面的情况及时对水泥混凝土的配合比进行一定的调整, 通过掺一定的外加剂来调整混凝混凝土的水灰比和陷度。

3.5 完成了对于混凝土面板堆石坝中的混凝土浇筑后需要及时做好养护工作, 在夏季时可以通过在其表面覆盖草席、麻布袋等, 并使用水管等最好对于其表面的浇水养护工作, 避免塑性收缩缝与干性收缩缝的产生, 在冬季施工时要注意做好保温防护。避免浇筑的水泥混凝土中的水分冻结影响浇筑质量。水库施工中的裂缝成因及处理措施示意图如图1所示。

结语

混凝土面板堆石坝是一种在水库施工中应用较多的施工方式, 其具有造价低、施工方便等的特点, 本文在分析混凝土面板堆石坝施工工艺的基础上对混凝土面板堆石坝施工中的难点与要点进行了分析介绍。

摘要：水利工程作为一个国家发展的基础性工程, 在农业灌溉、防洪抗旱等方面都发挥着重要的积极性作用, 在水利工程的建设过程中, 水库是水利工程的重要的组成部分, 确保其建设质量对于促进农业灌溉、防洪抗旱都有着极为重要的积极作用。在水库的建设过程中, 混凝土面板堆石坝在水库中的应用越来越广泛, 究其原因是由于混凝土面板堆石坝的投资成本低、工期短、可靠性高等的优点。做好混凝土面板堆石坝的施工建设, 确保其建设质量是水利工程建设的重点。本文将在分析混凝土面板堆石坝施工工艺的基础上对混凝土面板堆石坝施工中的难点及要点进行分析阐述。

关键词：混凝土面板堆石坝,混凝土,施工,要点

参考文献

[1]黄先花, 赵春秀.水布垭面板堆石坝挤压式混凝土边墙施工与检测[J].水力发电, 2005, 31 (10) :53-54.

[2]孙海锋.水力工程水库大坝混凝土施工技术[J].水利科技与经济, 2014 (11) :149-150.

路径控制面板 篇5

1 面板堆石坝概述

面板堆石坝在当前的水利工程建设中已成为最为常见的一种坝体结构, 也是应用广泛的一种基础设施。在面板堆石坝施工中, 无论是施工技术、施工质量还是施工效益等都受到了各界人士的认可和关注, 也促使了施工技术的进一步优化和改进。所谓的面板堆石坝主要指的是在工程施工的时候采用堆石或者沙砾进行分层碾压、修筑而形成的一种水利水电工程坝体结构, 这种坝体结构在施工中混凝土是最为关键的一部分, 是坝体防渗控制得以顺利进行的首要基础和核心内容。

1.1 面板堆石坝材料的选择和特点

混凝土面板堆石坝结构最早出现于二十世纪初期, 当时在施工中主要是采用抛填石的方法来进行施工的, 也有专家人士认为这个阶段是整个混凝土面板堆石坝的初始阶段, 也是水利工程研究的高潮阶段, 其随着科学技术的发展而逐步改进、完善, 这也为其发展带来了极大的应用优势。

1.1.1 在混凝土面板堆石坝建设中, 就其材料进行研究, 主要是利用软、

硬等岩石材料进行的, 主要在于提高工程的整体性、刚性要求, 从而为现代社会的发展做出应有的服务和发展要求。这种工程特点的存在使得整个混凝土工程领域都发生了极大的变化, 也为现代化水利工程结构的施工提供了极大的基础要求。1.1.2在堆石坝应力结构的分析中, 由于水流的作用下极容易对面板堆石坝结构整体造成破坏, 因此要针对水流的特性和周围环境因素进行深入的归纳, 从而确定合理、科学的施工技术参数。这种参数的合理设置与分析是确保整个工程顺利进行的关键, 也是现代化水利工程建设的指导依据。

1.2 爆破参数控制

在水利水电面板堆石坝施工面较为狭小的地区, 岩石层开挖限制较多, 同时岩层与井壁支护之间的抗震能力较弱, 因此在施工的过程中必须要采用一定的方法与手段对其进行限制与控制管理。一般在施工中通常都是采用小直径炮和分段微量爆破的方法来进行施工。而对于桩径开挖爆破参数的选择既不能够直接套用矿山小竖井的爆破挖掘参数, 也不能够用固定不变的参数控制。而对于参数值的控制应当根据桩井开挖直径的大小来选择, 同时也不能忽视风化程度、开裂现状等其他方面的因素, 要确保所用的炸药能够满足着种种因素的影响。

2 某工程爆破控制分析

2.1 工程概况

某水电站位于某林场境内的河上。电站坝址以上集雨面积为170平方公里, 多年平均流量为6.51立米/秒, 总装机容量3.6万千瓦。电站为引水式电站, 以发电为主, 结合防洪、灌溉的水利枢纽, 整个枢纽由蓄水大坝、溢洪道、引水遂洞、发电厂房、110KV升压站组成, 其中大坝为钢筋混凝土面板堆石坝, 最大坝高为110.7m, 坝顶长为288.3m, 坝体石料填筑总量为191.8万m3。, 其中过渡料4.9万m3, 主堆石料96.4万m3, 次堆石料74万m3, 各填筑区所需料质的设计要求如表1。

2.2 料场的位置和地质条件

千里坑料场位于坝址下游河谷左岸, 至坝址的直线距离接近一千米, 为典型的河谷地貌。料场表层覆盖层为1~2米, 且局部岩石裸露。料场沿河谷分布, 利用长度300m, 高程在510m~340m之间, 储量在200万m3以上。料场岩石主要为燕山期灰白色细粒花岗岩和灰白、肉红色中粒花岗岩, 岩性单一, 地质构造简单。场区内分布有F102和F165两条断层, 且规模不大, 充填较好, 对坝料开采爆破、坝料质量及坝坡稳定影响不大。岩石分布的四组主要节理相互形成自然切割, 有助于爆破破碎。岩石的物理力学性质, 由现场开挖断面及平洞内取样进行室内试验的结果表明:岩石的比重为2.64~2.65, 密度为2.51~2.64g/cm3, 孔隙率3.03~4.92%, 饱和吸水率0.2~1.01%;新鲜岩石的抗压强度在123.2~178.1Mpa之间。

2.3 控制爆破参数的设计

爆破参数的正确选择是爆破取得成功的关健因素, 在钻孔直径Ф250mm和梯段高度H=15m已确定的条件下, 对爆破效果影响最大的是底盘抵抗线和单耗药量的正确选取。据面板坝对爆破石料最大料径和级配组成的不同要求, 可由B.M库兹涅佐夫关于介质炸药爆炸应力决定块度平均尺寸的半理论半经验公式:

式中:X-爆渣的平均尺寸, cm;

Q-炸药重量, kg;

V0-爆破岩石的体积, m3;

A-与岩石坚固系数的相关系数。和拉桑公式:

式中:Y80-破碎的爆岩有80%通过的筛孔尺寸, m;

B-底盘抵抗线, m;S-孔网面积, m2;q-单耗药量, kg/m3;B-岩石系数, kg/m3。

2.4 优势

2.4.1 从爆破试验、碾压试验和坝体填筑大量的挖坑取样试验成果可

知, 三种筑坝石料都呈现颗粒级配连续、不均匀系数Cu>10 (过渡料的Cu>15) 的特点, 小于5mm的细颗粒占10%左右, 有利于振动碾压压实, 可见爆破所选用的钻爆参数是合理可行的, 可供有关工程作参考。2.4.2使用大孔径Ф250mm钻孔进行深孔梯段爆破开采坝料容易出现较多的超径块石, 应严格控制线装药密度在30~40kg/m之间, 尽量缩短堵塞段长度。对料场的超径块石要进行二次分解, 禁止不合格的坝料上坝填筑。

结束语

在当前的社会发展中, 水利工程施工已成为建筑工程设计中不可缺少和忽视的重要部分, 其在设计的过程中合理的利用堆石坝的各个基础材料性能综合分析, 并且保证在施工的过程中对各个施工人员进行详细的交底, 提高工程质量。

参考文献

参考文献

[1]项正军, 钟汶均.直孔水电站厂房边坡石方爆破设计及施工[J].水利水电技术, 2006 (6) .[1]项正军, 钟汶均.直孔水电站厂房边坡石方爆破设计及施工[J].水利水电技术, 2006 (6) .

路径控制面板 篇6

水泥混凝土路面的承载能力大, 耐磨性、水稳定性及热稳定性均好, 并且使用寿命长、日常维护费用少。而沥青混凝土路面高温稳定性能差, 日常养护费用高。尤其近几年以来沥青价格上调幅度较大, 且优质沥青供不应求。因此, 在干线公路和城市道路中修筑部分水泥混凝土路面是可行的。但是, 水泥混凝土路面在施工后易出现裂缝、断板和错台等病害。下面针对水泥混凝土路面的施工质量控制问题进行探讨。

2 水泥混凝土路面板破坏的原因

2.1 路基施工方面的原因

路基填筑使用了不适宜的材料。公路路基施工规范规定, 在通常情况下, 不能被压实到规定的密实度和不能形成稳定填方的材料不能用于路基填筑。如:沼泽土, 泥炭、含有树根、杂草和易腐朽物质等材料;液限指数大于50%, 塑限指数大于25%的材料;有机质含量大于3%的材料;压实含水量和最佳含水量之差大于2%的材料等等。但是, 由于施工单位在路基填筑材料方面控制不严, 使用了不适宜材料从而造成路基下沉或塌方, 以致影响路面直到路面混凝土板破坏。

软基处理不当。在软土地段路基填筑前, 应该首先探明地基承载力, 然后采取合理的软基处理方案和施工工艺。软基处理方案一般有:混凝土回填土方、石方、或砂砾、袋装砂井, 塑料排水板, 土工布, 土工格栅或以上两种方案组合等, 但是施工时, 往往由于采取软基处理方案或施工工艺不合理、施工时未认真按要求处理或处理不完善等给路基的稳定造成了隐患, 形成路基的沉陷或滑移, 最终影响路面混凝土板。

2.2 路面施工方面的原因

路面基层施工质量不合要求。路面基层一般有底基层和面基层。底基层为级配砂砾集料, 面基层为水泥稳定类集料。路面开始施工前要求路槽应清理干净, 标高应严格控制, 否则会影响基层的设计厚度。底基层集料细长及扁平的颗粒不得超过20%, 且不得含有粘土块、腐殖质等有害物质, 集料必须有良好的级配, 级配曲线应接近圆滑并居中。水泥稳定类集料面基层, 在铺筑前, 应将底基层面上的所有浮土、杂物全部清除, 并严格地整形和压实。水泥稳定集料的级配要求良好, 水泥质量要求稳定, 水泥用量应严格按试验配合比加入。施工单位在施工时, 往往容易忽视的是使用集料的级配不好, 含有粘块及有害物质的材料来铺筑基层;路基、底基层、面基层的标高控制不严;水泥稳定集料含水量控制不准;水泥用量不足等, 这样严重影响了基层的质量, 直至路面板遭破坏。

路面水泥混凝土板施工方面的问题。水泥混凝土面层施工, 往往施工的厚度未达到设计要求, 主要是基层施工标高控制不严所引起;粗集料不具有良好的级配, 细长及扁平的颗粒含量太高;细集料和粗集料中含泥量过高, 降低了混合料的粘结度;所用水泥质量不稳定或已过期;水泥混凝土在浇筑过程中未完全振捣密实, 蜂窝麻面较严重, 这样势必影响混凝土板本身的质量, 而造成损坏。

3 水泥混凝路面主要指标的质量控制

3.1 抗折强度指标的控制

强度是水泥混凝土的主要性能, 分为抗压强度、抗拉强度、抗折强度、抗剪强度等。目前由于我国混凝土混合料配合比组成设计尚无控制抗折强度的具体规定, 因此, 在公路工程中水泥混凝土一般按抗压强度做配合比设计, 按抗折强度作施工质量检验。

3.1.1 骨料质量对混凝土抗折、抗压强度的影响

不同质量、不同级配的混合料, 其抗折、抗压强度的差异很大。但水泥混凝土路面的主要力学指标是抗压强度, 它必须符合设计要求, 小尺寸集料必须用足, 大尺寸集料不能过多。这样才容易全面满足混凝土路面的各项技术经济指标要求。

3.1.2 混凝土配合比设计

混凝土配合比设汁除要考虑对普通混凝土配合比设计的影响因素外, 还要考虑混凝土易脱水的程度和脱水过程中混凝土体的压缩。脱水最越大, 体积缩量与脱水量之比 (密实系数) 越大, 强度提高越多。但应注意的是这并不等于原始加水量 (水灰比) 越大越好。此外, 真空吸水主要是增加混凝土的早期强度, 对其最终强度影响不很大, 但路面建成后要经受车辆长期反复荷载作用, 所以还应保证足够的水泥用量。

3.2 水泥混凝土路面平整度指标控制

水泥混凝土路面板的平整度是使用质量的最重要指标。平整度高的路面, 不但可以提高通过能力, 提高经济效益, 而且还可以减少对面扳的冲击力, 从而延缓甚至避免错台、卿泥、断裂现象的发生, 从而延长路面他用寿命。

影响路面平整度的因素很多, 从施工方面讲主要有以下几点:

模板安装时很难做到模板顶标高和模板接头处无差, 模扳的失稳、变形及模顶的磨损 (磨损后沾染的砂浆很难清除净) 都会给平整度带来“先天不足”。

水灰比控制不严, 拌和料时稀时稠, 摊铺不均匀, 使混凝土在硬化过程中收缩不均匀, 影响平整度。

混凝土拌制时间不足, 拌和料组成成分不均匀或运料过程中产生离析现象, 致使混合料中浆体数量少、收缩值小, 浆体集中处骨料较少, 收缩值大。

配料末采取准确秤量, 致使水灰比忽高忽低, 含砂量时多时少, 影响坍落度及和易性, 造成真空脱水率不均匀, 导致最终水灰比和密实度的不均匀。

漏振、振捣不足或振捣过度, 除了会使浆体分布不均匀外, 自身还会产生密文度的不均匀, 影响平整度指标。

真空脱水时间掌握不当, 致使中部和表层已达裂塑性强度, 边部和下层却仍是弹软状态, 造成剩余水灰比分布不匀。

3.3 水泥混凝土路面板厚指标

制混凝土板厚是保证使用寿命的基本指标, 混凝土路面扳厚主要靠加强检测和提高基层平整度来控制、具体控制方法如下:

水泥混凝土浇筑前对模扳进行检查a检查模扳尺寸, 模板高度必须与路面板设计厚度一致。b检查模板刚度。禁止使用变形大、顶面不平顺、缺边少角的模扳。检查模板的安装质量。要求位置、高程准确、线条顺直、接头平整、牢固, 在振捣混凝土时不下沉、不变形、不位移。

混凝土浇筑以后的检查。混凝土浇筑以后, 在振捣过程中如果发生模板沉陷或倾斜, 面板平整度差等现象, 说明实际板厚度可能不合格, 因此, 还要钻孔取样, 最终确定实际板厚的合格率。

3.4 水泥混凝土路面接缝质量控制

接缝是水泥混凝土路面特有的薄弱环节, 它是产生错台、卿泥和断裂病害的主要发源地, 是影响路面平整度和传荷能力的主要因素。接缝施工质量对水泥混凝土路面的使用寿命影响很大, 因此必须引起重视。

缩缝。缩缝分压缝、割缝两种形式。由于画线割缝是确保接缝处强度、平整度及接缝顺直的有效工艺, 不但保持混凝土面扳边角完好无损, 线条平直美观, 施工简易质罱好, 而且可以连续浇筑, 加快施工进度, 便于流水作业, 又有利于应用真空脱水工艺。

纵缝。纵缝有企口缝、平缝两种形式。平缝分设拉杆与小没拉杆两种做法。城市道路采用口缝形式居多, 而公路上采用平缝形式的较多。立去修筑的混凝土路面的调查情况看, 无论是企口缝还是平缝, 当末没拉杆时, 都有局部拉开错台病害出观。所以建议高等级公路混凝土路面的纵缝最好采用企口加拉杆的形式。对三、四级公路可视具情况和施工条件而定, 可不设拉杆。纵缝间距原则上以一个匝道宽为准。为保证其接缝的顺直, 必须严格控制模板质量及模板的安装质量, 最好用画线剔顺的方法将纵缝线修正顺直后再浇筑相邻板, 特别是弯道上, 画线剔顺是消除折线、确保纵缝线圆滑的最有效办法。

结束语

路径控制面板 篇7

按照制度经济学的理论, 如果不参照社会中其它相关的制度安排, 就无法估价某个特定制度安排的效率 (R.科斯, A.阿尔钦, D.诺斯2003) 。作为一种制度安排, 公司治理机制的有效性内生于治理环境。如果治理机制和治理环境不吻合, 治理机制的有效性将无从谈起。公司治理机制要发挥其有效性, 情况不外乎两种:治理机制和制度环境相吻合;或是制度背景中的某些影响变量发生改变以符合治理机制发挥作用的条件 (俞鸿琳, 2006) 。公司治理的各机制之间并不相互独立, 实际上存在一定的关联度。影响我国公司治理机制的一个重要背景因素是市场化进程, 本文着重于分析市场化进程、终极控制对公司治理机制乃至对公司价值的影响。自改革开放以来, 中国总体的市场化程度越来越高, 用什么指标来刻画这一市场化进程, 却一直存在争议。国际上通行经济自由度指数 (如美国传统基金会以及弗雷泽研究所的经济自由度指数, 即Index of Economic Freedom) 。这一指数旨在全球范围内对不同国家和地区的经济自由度进行打分、排序。而国内学者更喜欢用百分比来衡量市场化所达到的程度, 由于研究目的不同, 国内学者在对市场化进行测度方面, 选取的指标有NERI指数 (即国民经济研究所测度市场化的指数) 和北师大指数 (即由外经贸部进出口公平贸易局与北京师范大学经济与资源管理研究所合作测度市场化的指数) , 各指标间尽管有所区别, 但大的方面基本一致。北师大指数侧重于从公平贸易角度对外 (主要是国外) 宣称中国是个市场经济国家, 而NERI指数是更一般性地考察一国的市场化程度 (张晓晶, 2004) 。此外, 中国经济改革研究基金会国民经济研究所自2000年开始, 就一直致力于对中国不同区域的市场化进程进行调查研究, 并发布了相应关于中国市场化进程的研究报告—《中国市场化指数》 (樊纲和王小鲁, 2006) 。该研究报告从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境等五个方面对中国各个省级行政区域的市场化程度进行比较分析, 指出由于资源禀赋、地理位置以及国家政策的不同, 各地区的市场化程度存在较大的差异。在某些省份, 特别是沿海省份, 市场化已经取得了决定性进展;而在另外一些省份, 经济中非市场因素还占有非常重要的地位。这一指数已经广为研究人员使用 (如夏立军、方轶强, 2005;孙铮等, 2005;方军雄, 2006) 。刘芍佳、孙霈和刘乃全 (2003) 应用“终极产权论”对中国上市公司的控股主体重新进行分类, 分别为政府直接控制、政府间接控制以及非政府控制, 结果发现:中国上市公司的股本结构仍然是国家主导型的, 并指出官方统计报告中对股本类型所做的国有股与法人股之分类, 不可避免地导致了对中国上市公司终极产权者的模糊界定, 进而使许多先前从事股权结构对公司绩效影响的研究误入歧途。当然, 这种终极产权者的模糊界定也会影响有关股权结构的其他研究。在“终极产权论”下, 不同的中间控股股东代表着终极产权所有者在企业中的代理人的经济属性及其行为的差异。中间控股股东可以是政府机构、国有企业以及民营企业等, 它们代表着不同的经济属性、不同的代理监督行为、不同的专业知识等, 这些中间控股公司或机构对其下属公司进行控制的动机和经济后果也就会由此而存在着明显差异。在刘芍佳、孙霈和刘乃全 (2003) “终极产权论”的基础上, 徐莉萍、辛宇、陈工孟 (2006) 根据所有权的实际行使主体, 把上市公司大股东的股权性质分为七种类型, 分别为国有资产管理机构、中央直属国有企业、地方所属国有企业、私有产权、外资、金融机构以及高校。这种分类方法基本上涵盖了最终控制人与上市公司控制链之间的中间控股股东类型, 这些不同类型的控股股东在经济或者政治目标函数方面存在差异。夏立军、方轶强 (2005) 承袭刘芍佳、孙霈和刘乃全 (2003) 一文所使用的“终极产权论”, 根据上市公司披露的终极控制人数据, 首次将上市公司细分为非政府控制 (即民营、乡镇或外资企业控制) 、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制以及中央政府控制这五种类型。因此, 本文使用上市公司终极产权者的数据, 可以避免官方统计报告中对股本类型所做的模糊分类, 防止因之而导致的不可靠研究结论。本文认为, 股权只是法律规定的股东权利, 但如果法律对股东权利的保障不力或者政府力量对股权的实现产生重大影响, 股权或者股权结构是否还具有其在成熟市场经济中的含义便值得怀疑。从这个角度讲, 股权结构可能只是形式上的问题。因此从终极控制人角度出发, 探寻中国上市公司所处地区的市场化进程, 也即是更为实质、更为根本的上市公司背后的政府行为以及公司所处治理环境对公司价值的影响这一问题显得犹为重要。本文试图对此进行探索。

二、文献综述

(一) 股权结构与公司业绩关系的相关文献

现有众多文献研究了股权结构与公司业绩的关系。如国有股比例、法人股比例、流通股比例与公司业绩的关系, Xu and Wang (1999) 发现, 国家股比例与公司业绩负相关, 而法人股比例与公司业绩正相关;陈晓和江东 (2000) 发现, 在竞争性较强的行业, 国有股比例与公司业绩负相关, 法人股和流通股比例与公司业绩正相关;而在竞争性较弱的行业则没有发现这些结果;Tian (2001) 发现, 民营资本控制的上市公司业绩明显优于混合股份公司, 并且国有股比例与公司价值之间呈正“U”形关系;朱武祥和宋勇 (2001) 以竞争较激烈的家电行业上市公司为样本, 发现国家股比例、法人股比例和流通股比例与公司价值没有显著关系;陈小悦和徐晓东 (2001) 发现, 国有股比例和法人股比例与企业业绩之间没有显著的负相关关系, 但流通股比例与公司业绩显著负相关;Sun and Tong (2003) 则发现, 公司上市后, 国家股对公司业绩存在负面影响, 法人股对公司业绩存在正面影响, 但外资股对公司业绩没有显著的正面影响。或股权集中度与公司业绩的关系, 如Xu and Wang (1999) 以前十大股东持股比例之和以及赫芬戴尔指数衡量股权集中度, 考察了股权集中度与公司业绩的关系。结果发现, 股权集中度与公司业绩具有显著的正相关关系;孙永祥、黄祖辉 (1999) 发现, 第一大股东持股比例与公司Tobin Q值呈倒“U”形关系, 并且, 有一定集中度、有相对控制股东并且有其他大股东存在的股权结构在总体上有利于经营激励、收购兼并、代理权竞争、监督机制作用的发挥, 因此具有该种股权结构的公司价值最高;Bai等 (2004) 、白重恩等 (2005) 则发现, 第一大股东持股比例对公司价值存在负面影响并且这种影响呈正“U”形关系, 同时, 政府机构作为第一大股东对公司价值有负面影响, 而非控股股东持股比例对公司价值有正面影响。从现有文献看, 国内关于上市公司股权结构与公司业绩关系的实证研究虽然丰富, 但未能取得一致成果。究其原因, 可能正如刘芍佳、孙霈和刘乃全 (2003) 所指出, 由于法人股最终可能是政府控制也可能是非政府控制, 因此官方统计报告中对股权类型所做的国家股和法人股之分类, 不可避免地使先前从事股权结构对公司业绩影响的研究误入歧途。此外可能也有诸如样本选取偏倚, 变量选择等方面原因。

(二) 市场化程度对公司治理影响的相关文献

在市场化程度对公司治理的影响上, 孙铮等 (2005) 以我国上市公司1999年至2003年的经验数据为样本, 实证分析了地区市场化程度对当地企业债务期限结构的影响。结果表明, 企业所在地的市场化程度越高, 长期债务的比重越低。进一步分析发现, 上述差异主要归因于政府对企业干预程度的不同。基于此, 分析认为, 当司法体系不能保证长期债务契约得以有效执行时, “政府关系”是一种重要的替代机制。夏立军、方轶强 (2005) 承袭刘芍佳、孙霈和刘乃全 (2003) 一文所使用的“终极产权论”, 根据上市公司披露的终极控制人数据, 首次将上市公司细分为非政府控制 (即民营、乡镇或外资资本控制) 、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制以及中央政府控制这五种类型, 利用樊纲和王小鲁 (2003) 编制的中国各地区市场化进程数据及其子数据构建各地区公司治理环境指数。在此基础上, 以2001年至2003年期间的上市公司为样本, 对政府控制、治理环境与公司价值的关系进行了实证分析。研究发现, 政府控制尤其是县级和市级政府控制对公司价值产生了负面影响, 但公司所处治理环境的改善有助于减轻这种负面影响。方军雄 (2006) 借鉴Wurgler (2000) 的资本配置效率估算模型, 研究了我国市场化进程对资本配置效率的影响。研究发现, 随着市场化进程的深入, 我国资本配置的效率有所改善。这表明改革开放以后, 我国市场化进程进一步加快, 经过近十年的改革, 我国经济的市场化程度已经显著提高。市场化改革对我国的经济发展带来了正面效应, 提高了资本配置效率, 进而促进了经济增长。

三、研究设计

(一) 研究假设

中国证券市场脱胎于中国转型经济中, 上市公司大部分由国有企业改制而来。为保持国家对上市公司的控制力, 国有股权在上市公司中占据了很大比例, 并且这些国有股权不能上市流通。从2005年开始进行的股权分置改革逐步改善这一问题, 然而, 虽然国有企业通过改制上市, 其治理结构和监管环境发生了很大变化, 但由于政府依然控制它们, 政府依然有能力将其自身目标内部化到这些公司中。另一方面, 在我国从计划经济走向市场经济的过程中, 在政府权力配置上, 经历了从集权到分权的过程, 地方政府在此过程中获得了财政自主权、经济管理权等权力。分权的结果是地方政府发展地方经济的积极性被调动起来, 同时地方政府竞争资源的动机也随之产生 (Cao、Qian and Weingast, 1999;Poncet, 2004) , 这表明终极控制人, 不管非政府控制 (即民营、乡镇或外资资本控制) 、县级政府控制、市级政府控制、省级政府控制还是中央政府控制上市公司, 他们的动机和行为对上市公司都可能会产生重要影响。如各类政府控制的企业的一个主要问题就是承担了政府的多重目标如经济发展战略、就业、税收、社会稳定等, 并由此造成了政策性负担 (Lin、Cai和Li, 1998) 。此外, 从证券市场获得资源同样有利于发展地方经济, 解决就业问题, 改善当地形象, 并最终给政府官员带来利益。在我国证券市场投资者法律保护不力的情况下, 从证券市场获取资源的使用成本非常低。在某种程度上, 证券市场资源甚至类似于一种“免费午餐”。因此, 政府有动机利用上市公司来“圈钱”, 以实现其自身的目标。由此可见, 各级政府既有动机又有能力将其自身的社会性目标内部化到其控制的上市公司中。而上市公司承担政府的社会性职能必然会使公司活动偏离公司价值最大化目标, 并进而损害或增进公司价值 (李增泉、余谦和王晓坤, 2005;陈晓、李静, 2001;陈信元、叶鹏飞和陈冬华, 2003;周勤业、夏立军和李莫愁, 2003;李增泉、孙铮和王志伟, 2004等) 。对于非政府控制的上市公司来说, 其控制人同样具有采用手段侵害或增进公司利益的动机和能力, 比如为进一步圈钱或树立长远信誉、公众形象考虑, 民营公司有可能在短期或长期采取一定措施增进公司利益;同样侵害公司利益的案例在中国上市公司也是层出不穷。根据上述分析, 提出假设:

H1:不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同

对于不同地区的上市公司来说, 虽然其所处的国家大环境是一样的, 但其所处地区的市场化进程、政府干预程度、法治水平却相差甚大, 很不平衡 (樊纲、王小鲁, 2006) 。可以预期, 在一个市场化程度较高, 政府干预程度较低的地区, 政府将会更少地将其社会性负担转嫁到其控制的上市公司中, 也更可能会约束自身的行为, 减少对上市公司中小股东的利益侵害。并且, 由于诉讼管辖通常采用“原告从被告”的原则, 在一个法治水平较高的地区, 上市公司内部人或大股东对中小股东的利益侵害行为更可能会受到约束。同样, 由于较高的市场化程度与较少的政府干预以及较高的法治水平联系在一起, 可以预期, 在一个市场化进程较快的地区, 上市公司中小股东受到的利益侵害程度也会相对更轻。因此市场化程度显然与公司价值相联系, 进一步来说, 终极控制人为各类政府控制的上市公司受到的政府干预可能相对更为严重, 并且, 在政府控制的上市公司中, 其控制人侵害中小股东的能力也可能相对更强。由此, 提出研究假设:

H2:上市公司所处地区的市场化进程越快, 则公司价值越高, 并且这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显

(二) 样本选取

由于中国上市公司自2001年年度报告起才开始披露终极控制人资料, 而樊纲、王小鲁 (2006) 编制的各地区市场化指数数据截止到2005年, 因此以2001年至2005年度所有上市公司作为初选样本, 然后对其执行如下筛选程序:剔除金融行业公司, 由于金融行业公司经营的特殊性和成本结构的显著差异, 将之剔除;剔除含B股或H股的上市公司。这些公司面临境内外双重监管环境, 与其他上市公司不同, 为了集中于本文所要研究的问题, 以及计算公司价值的方便, 剔除这些公司;剔除终极控制人不详的上市公司。由于本文研究终极控制人对公司价值的影响, 因此根据上市公司披露的终极控制人资料无法确定是政府控制还是非政府控制, 直接予以剔除;剔除年末股票价格数据缺失的上市公司。本文计算公司价值时需要用到上市公司年末股票价格数据, 但部分公司由于重大事件公告停牌或其他原因没有股票价格数据, 因此剔除这些公司。经过上述程序, 最后获得776家样本公司3880个公司年平衡面板数据。

(三) 数据来源

市场化指数来自樊纲、王小鲁 (2006) 编制的中国各地区市场化指数, 樊纲和王小鲁 (2003) 根据大量的统计和调查资料, 采用“主因素分析法”, 编制出中国各地区1999年至2005年市场化相对进程指标, 涉及政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介发育和法律制度环境等方面。将樊纲和王小鲁 (2005) 提供的各地区市场化相对进程得分作为本文中各地区的市场化指数。上市公司终极控制人类型数据来自CSMAR的中国上市公司治理结构研究数据库, 部分缺失数据根据上市公司年度报告进行整理, 若公司终极控制人可确定为自然人、职工持股会、民营企业、村办集体企业、街道集体企业、乡镇一级的政府部门、乡镇集体企业或外资企业, 则认定其为非政府控制, 若终极控制人为县级或县级以上各级政府的有关政府机构, 则认定其为政府控制。上市公司其他资料来自于CSMAR的中国上市公司财务报表数据库和中国上市公司财务指标分析数据库。

(四) 变量定义

本文选取如下变量 (见表1) :第一, Tobin Q是因变量, 代表年末公司价值。这个变量反映的是公司市场价值与公司重置成本的比值。由于重置成本难以获取, 采用平均总资产代替。市场价值为公司债务资本的市场价值与权益资本的市场价值之和。债务资本的市场价值采用账面的短期负债和长期负债的合计数来计算。另外, 由于我国上市公司存在流通股和非流通股, 所以权益资本的总市值等于流通市值加上非流通股份的价值。而非流通股份的价值, 由于样本期间没有完全市场化的数据, 并且非流通股的转让价格通常是以净资产为基准, 因此采用非流通股份数与每股净资产之积计算。这样, 公司价值的计算公式为:Tobin Q=市场价值/重置成本= (每股价格×流通股份数+每股净资产×非流通股份数+负债账面价值) /平均总资产。第二, 市场化指数、政府干预指数根据樊纲、王小鲁 (2006) 编制的中国各地区市场化指数, 对应各家上市公司注册地所在省、自治区或直辖市的各年度来取值;平均总资产由各公司年初与年末总资产合计再平均获得, 用以控制规模因素对公司价值的影响;终极控制人类型在实际检验中, 如果公司被政府控制, 那么取值为1, 否则取值为0。在回归中还纳入了已有文献中表明对公司价值有影响的第一大股东持股比例和第一大股东持股比例平方、公司资产负债比率、公司财务杠杆、独立董事比例和代表内部控制好坏的审计意见类型等变量。根据中国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》, 将样本公司的行业类型分为12类, 并以农业类上市公司为参照系, 设置11个行业控制变量。由于篇幅关系, 在检验结果中未报告这些行业控制变量的回归系数及显著性。

(五) 模型建立

本文建立了如下回归模型, 并使用面板数据的多种估计方法检验了市场化程度、终极控制人与公司价值的关系:Tboin Qi, t=β0+ui+β1indmari, t+β2Logatai, t+β3indboardi, t+β4audopii, t+β5finlevi, t+β6liaassi, t+β7firsthpi, t+β8firshp2i, t+β9indgovi, t+εi, t

其中:i代表公司, t代表年份, β0为截距, β1~β9为系数, εi为残差, ui为i公司的个体效应, 如果假设其为恒常不变的影响公司价值的因素, 那么其他随时间而变的因素归入随机项εi, t中, 这时为固定效应模型 (FE) ;如果假设其为随机变量, 随机误差项变为ui+εi, t, 这时为随机效应模型 (RE) 。模型中Tboin Qi, t代表当年公司价值, firshp2i, t为第一大股东持股比例平方, 其余各变量的含义见前文。同时还以2001年为参照, 加入四个年度虚拟变量以控制年度间的影响因素, 也使用了行业哑变量, 在检验结果中未报告这些年度、行业哑变量的回归系数及显著性水平。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

本文对检验模型中所有变量进行了描述性统计。结果见 (表2) 。结果表明, 样本公司Tobin Q的5年平均值为1.39, 标准差为0.64, 中位数为1.22, 最小值为0.5, 而75%分位数和最大值分别为1.5和114.24, 由于样本期间股市的长期低迷, 样本公司的Tobin Q无论平均值还是中位数都是连续5年走低。从样本公司的市场化指数来看, 5年平均值为6.86, 标准差为2.02, 中位数为6.83, 最小值为2.37, 而75%分位数和最大值分别为8.62和10.41, 基本呈正态分布。样本公司的平均总资产为22.4亿元, 平均资产负债率为52%, 第一大股东平均持股为18%。

注:**、*分别代表在1%和5%统计意义上显著; () 中的值在固定效应下为t值, 在随机效应下为z值;检验了数据的序列相关、截面相关和截面异方差, 限于篇幅结果未列出, 说明见正文

注:1.**、*分别代表在1%和5%统计意义上显著;2. () 中的值为z值

(二) 回归分析

首先对方程 (1) 的系数使用常规的面板数据随机效应模型和固定效应模型分别进行了估计, 在随机效应模型和固定效应模型下, 又对最终控制人为国有、非国有进行了分组回归, 结果见 (表3) 。拉格朗日乘数检验 (Breusch and Pagan LMTest) 表明, 随机效应是显著的;固定效应模型结果表明, 固定效应也是显著的, 但两种情况下不显著的系数都较多, 而且两种模型下市场化指数的回归系数迥然不同, 明显违反经济上的直觉;Hausman检验拒绝了H0:FE与RE的系数差异是非系统的这一假设。由于随机效应模型和固定效应模型估计系数和符号的较大差异, 猜想原因在于数据的性质在较大程度上不符合相应回归假设, 因此进行了相应的检验。Wooldridge一阶自相关检验拒绝了不存在一阶自相关的假设, 证实了经济上的直觉, 由于诸多被解释变量两期之间的不大变化, 自相关是很自然的事情, 比如总资产和资产负债率在正常公司中通常而言几年内不会有剧烈的变动, 各年间自相关也不会有太大疑虑。BP LM截面相关性检验也拒绝了零假设, 各截面之间存在相关性, 并在0.1%的统计意义上是显著的。修正的Wald截面异方差性检验也拒绝了零假设, 并且在0.1%的统计意义上是显著的。这些检验证实了本文的猜想, 由于序列相关、截面相关和截面异方差的存在, 高斯-马尔可夫假定得不到满足, 随机效应模型和固定效应模型下的统计量不再具有BLUE性质, 结果造成了回归系数和符号的有偏估计。这样, 在固定效应下, 三种情况下indmar的回归系数都在1%统计意义显著, 表明市场化程度越高, 公司价值越低, 无论最终控制人国有还是非国有都是如此;而在随机效应下, indmar的回归系数都在5%或1%统计意义显著, 表明市场化程度越高, 公司价值也越高, 当控制人非国有时确实呈现这种效应, 并且更为突出, 而当控制人为国有时, 这种效应完全反转了。显然, 由于数据和估计方法的原因, 很可能得出这一模糊甚至错误的研究结论。因此使用可行广义最小二乘法 (FGLS) , 修正了一阶自相关和异方差性对方程 (1) 进行了估计, 得到了具有BLUE性质的统计量。同样在可行广义最小二乘法方法下也对最终控制人为国有、非国有进行了分组回归, 结果见 (表4) 。第一, 从全部样本公司的回归系数来看, 所有系数都在1%统计水平上显著, 模型拟合较为理想。Indmar的回归系数为0.045, 这表明整个样本公司在2001年至2005年间, 平均而言市场化程度每高1个单位, 公司价值将增加4.5%, 这在经济意义上是一个不小的价值。这验证了假说H2:上市公司所处地区的市场化进程越快, 则公司价值越高。从分组回归的结果来看, 两组回归的系数都在1%统计水平上显著, 并且Indmar的回归系数都为正数, 但非国有组的Indmar的回归系数为0.104, 而国有组的Indmar的回归系数为0.033, 两组差异巨大, 有三倍之多。非国有最终控制人所处公司在市场化指数每提高1单位时, 相应公司价值将有10.4%的增加, 同样情况下国有最终控制人相应公司价值仅有3.3%的增加。进一步验证了提出的假说:不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同。而且也说明了上市公司所处地区的市场化进程越快, 则公司价值越高, 这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显。第二, 进一步分别东部、中部、西部地区进行了回归检验。按照常用的国内东部、中部、西部地区划分方法, 把公司注册地为北京、福建、广东、广西、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津、浙江等省、直辖市、自治区的公司分为东部地区公司, 把公司注册地为安徽、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江西、内蒙古、山西等省、直辖市、自治区的公司分为中部地区公司, 把公司注册地为甘肃、贵州、宁夏、青海、陕西、四川、西藏、新疆、云南、重庆等省、直辖市、自治区的公司分为中部地区公司。回归结果见 (表5) 。可以发现, 尽管从全部公司意义上, 上市公司所处地区的市场化进程越快, 则公司价值越高, 但分组回归的indmar的回归系数符号不一, 系数值也有较大差异。从东部地区回归结果来看, 上市公司所处地区的市场化程度越高, 公司价值有略微的下降, 这与东部地区普遍较高的市场化程度相适应, 已经较高的市场化程度, 一方面边际市场化程度提高程度较难, 另一方面证券市场的价值发现也难以为继;从西部地区回归结果来看, 上市公司所处地区的市场化程度越高, 公司价值将有较高的提高, 这与西部地区普遍较低的市场化程度相适应, 较低的市场化程度, 一方面边际市场化程度提高较有空间, 另一方面证券市场的价值发现也较为容易;从中部地区回归结果来看, 上市公司所处地区的市场化程度越高, 公司价值反而有较大的下降, 这一点颇为难以理解, 也许处于中间水平的市场化程度中, 地方政府在我国证券市场投资者法律保护不力的情况下, 政府更有能力和动机利用上市公司来“圈钱”, 以实现其自身的目标。也可能中部地区政府更易于将其自身的社会性目标内部化到其控制的上市公司中, 而上市公司承担政府的社会性职能必然会使公司活动偏离公司价值最大化目标, 并进而损害公司价值, 这并不表明对中部地区而言提高市场化程度, 用市场配置资源不是理性选择。第三, 更进一步, 对每一地区都进行了国有最终控制人和非国有最终控制人分组的回归检验, 结果见 (表6) 。可以发现, 按地区分组的结果中, 东中西三类地区的最终控制人为国有组中的indmar的回归系数为正数, 后两类的系数在1%统计水平上显著, 可见确实上市公司所处地区的市场化程度越高, 公司价值也较高, 对以国有控制为主体的样本公司中, 这一特征较为明显;东中西三类地区的最终控制人为非国有组中的indmar的回归系数正负相间, 东部地区的indmar的回归系数为正且在1%统计水平上显著, 西部地区的indmar的回归系数为正但并不显著, 中部地区的indmar的回归系数为负且在5%统计水平上显著。总体而言, 本文的假说得到经验证据, 不同终极控制人的上市公司市场对公司价值认知不同, 而且也说明了上市公司所处地区的市场化进程越快, 则公司价值越高, 这种关系在终极控制人为非政府的上市公司中更为明显。

注:1.**、*分别代表在1%和5%统计意义上显著;2. () 中的值为z值

注:**、*分别代表在1%和5%统计意义上显著; () 中的值为z值

(三) 敏感性分析

对上述研究结果进行了如下敏感性分析, 以考察其可靠性:将Tobin Q的计算公式中非流通股每股价值按照A股股票价格计算;剔除第一大股东持股比例的二次项;分年度对检验模型进行多元回归分析;按其他常见方式修正东部、中部、西部的划分, 再进行回归。这些敏感性分析结果表明, 本文的主要研究结论没有实质性改变 (结果未列出) 。

五、结论与启示