时间：2023-05-30 10:56:38
签证父母收入证明模板
致签证官：
兹证明同志在我xx工作，担任职务，月薪为rmb 10000 元。其孩子前往英国参加“xxxxx”的全部费用将由承担，特此证明。
单位电话:
单位地址：
英文版
dear sir or madam:
it is hereby certificated that is employed in the first people’s hospital of pinghuas a . his monthly income is rmb. he will cover all the cost of his child participating in the oxford international model united nations conference (oximun XX) in the united kingdom.
tel:
unit add:
出国留学办理签证父母收入证明
家庭经济证明相关的材料，包括两个方面，一个是存款证明，另一个就是父母的在职和收入证明了，在这篇文章中，我们就一起来看一下在职证明和收入证明所包括的内容都有什么：
一般除极个别学校对于在职收入证明有固定格式以外，大部分学校的申请材料中，在职证明、收入证明最好分别单独开具，也就是说材料包括父亲在职证明、父亲收入证明、母亲在职证明、母亲收入证明，这样四份组成。
在职证明主要为了证明父母在某单位工作，因此内容主要包括姓名，年龄，就职时间，现在是否在职，是否有职务，主要负责何种工作，最后需盖单位公章;收入证明主要包含父母在职期间的最近三到四年中的收入明细，比如月工资/年工资、奖金、缴税、总收入等等，关于具体内容可以请就职单位的财务协助填写，最后需盖财务章，以及单位公章。
在这里特别提醒在职证明和收入证明中需要注意的几点：
1、抬头信纸。和其它所有的材料一样，在职证明和收入证明的内容一定要确保真实可靠，切不可太过编撰，特别是收入，要与自己的职位和工作职责相符，这些内容都必须打印在有就职单位抬头及地址电话等相关信息的信纸上。
2、核实抬头信纸下方的地址电话等单位相关信息。特别是电话号码，一定要核实确实是真实可靠的电话号码，绝对不能出现电话号码是空号或者无人接听的情况，同时，此电话的接听人最好是熟悉学生父母的同事，不然在学校或者法务部打电话时，如果对方说根本不认识学生家长这样的情况的话，是会影响签证的。
_________(身份证件名称及号码)系我单位员工，自__年___月__日进入我单位并工作至今，现在____部门担任______职务。近一年度该员工税后月均收入人民币_______元(含税后工资、奖金、津贴、住房公积金、股份分红及其他收入)。本单位将保证上述证肯真实、有效。
(单位公章)单位地址：_____
单位人事部分联系人(签字)：____单位人事部门固定电话____
____年____月____日
收入证明的参考模板二兹证明__________(先生或女士)：
系我单位_________(1、正式工;2、合同工;3、临时工;)，月收入为_________元人民币，年收入为_________元人民币，以上情况属实。
特此证明。
单位地址：
单位电话：
单位联系人：
单位盖章：
_________年_________月_________日
收入证明的参考模板三________________：
兹证明________是我公司员工，在________部门任________职务。至今为止，一年以来总收入约为__________元。
特此证明。
本证明仅用于证明我公司员工的工作及在我公司的工资收入，不作为我公司对该员工任何形势的担保文件。
企业人才任职及收入证明模板兹证明 （姓名）， （性别），身份证号码为 ,于 年 月 日起任职于本公司，现担任本公司 （部门及职务）。根据公司的章程和制度，该职位属于本公司的 （请填写“高管、中层正职、其他人才”三项之一）。
根据市人才分类认定协调小组对经营管理类人才“年工资性收入”的界定，该申请人上年度（或最近连续12个月）在我公司税前工资性收入（扣除单位缴纳的“五险一金”后）为人民币 元，并依法缴纳个人所得税。
本公司及经办人郑重承诺，以上证明情况属实，愿意接受相关部门核查，如有不实愿意纳入诚信记录并承担相应责任。
经办人（签名）：
部门及职务：
联系电话：
关键词：退市制度 事件研究法 创业板 监管效率
引言
2012年2月14日，深交所对外公布了《关于完善创业板退市制度的方案（征求意见稿）》的征求意见和修改情况的说明（下文简称《意见稿》），并将以该方案的内容展开对《创业板股票上市规则》的修订工作。2012年4月20日，深交所正式《深圳证券交易所创业板股票上市规则》，并于2012年5月1日起实行。受此影响，4月23日至4月24日两个交易日内，创业板308只股票当中，高达96.8%的股票下跌，其中跌幅在10%以上的占20.6%，创业板市场整体下跌6.7%，市值缩水540.94亿元。
事件研究法的学术实践可以追溯到20世纪30年代（Dolley，1933），而Ball and Brown（1968）成功运用事件分析法对会计盈余报告的市场有用性进行经验证明，使得事件研究法得到进一步完善并逐渐被会计理论界广泛接受。从此，事件研究法成为会计研究领域的一个重要分析工具，国内外学者利用该方法对公司的合并及收购、新股发行和增发股份，甚至设计宏观经济变量的事件，如存款准备金率的调整所产生的作用进行了深入的研究。事件研究法的突出优点在于其简单、明了的逻辑线索，即某事件的发生是否影响了时序性价格数据的产生，这种影响程度可以用异常收益来计算。
国内的大量研究文献表明我国证券市场具有明显的政策市特征。我国政府和证监会制定政策以稳定我国证券市场，但政策效果的大小以及政策结果的好坏总是备受争议。评判我国政府和证监会监管政策的有效性成为一项重要课题。陈工孟、高宁（2005）对我国证券市场的违规分析表明，我国证券市场对上市违规处理事件的反应是负面的，夸大利润、虚假陈述和违规的信息披露是市场反映较为明显的三类违规行为。郝旭光等（2010）利用事件研究法，对政策出台前后的股市波动率进行分析，认为我国政府的监管政策是有效的，同时表明了我国股市的政策市特征。本文试图利用事件研究法检验深交所退市新政的颁布对我国创业板上市公司股价的冲击效应，为研究退市制度对我国证券市场的作用情况提供经验证据。
研究设计
（一）定义事件和确定时间窗口
为推动我国创业板市场有效发挥作用，深交所于2012年2月14日对外公布了《意见稿》，并将以该方案的内容全面展开对《创业板股票上市规则》的修订工作，这意味着呼之欲出的退市新政已经确定正式登陆深交所的创业板市场，因而本文定义的事件时间即为2012年2月14日。根据对国内外学者事件研究法的理论研究文献进行整理，可以发现时间研究窗口具体包括估计窗和事件窗两个部分，本文参照国内外学者的一般做法，将事件估计窗长度定义为120天，估计期为-109天到-5天，事件窗的长度定义为时间日前后5天，共11天。为便于记忆，本文将t0、t1记为估计窗口的起始日期和终止日期，记t2、t3为事件窗口的起始日期和终止日期。
（二）研究样本和数据来源
研究所设定的抽样总体为2011年到2012年在深交所上市的创业板公司，共有242家。本文所用股票收益率和指数日收益率数据来源于CSMAR数据库。由于数据的截止日定在2012年4月20日，为了保证时间研究拥有足够的期间，本文设定进入样本的公司应保证估计其数据不少于20个交易日。
（三）估计正常收益的模型选择
在已有的研究中，国内外学者在选择估计正常收益的模型方面存在分歧，常用的模型主要有两种：常均值收益模型和市场调整模型。陈汉文和陈向民（2002）在研究证券价格的事件性反应中，结合中国证券市场的数据比较了三种基本模型发现，虽然常均值收益模型具有某些优点，但在针对我国证券市场的研究中具有更容易拒绝原假设的倾向，而均值调整模型在不同情况下对事件研究有很多优于常均值收益模型的特点，即运用均值调整模型可以更有效地达到探测股票市场价格事件性表现的目的。因此，本文采用常均值收益模型计算正常收益，其基本思想是将估计期间（即估计窗）内样本证券的平均收益作为事件期间（事件窗）样本证券的正常收益。常均值收益模型为：
（1）
其中，μi是资产i的平均收益率，ERit是证券i在t期的预期正常收益率，εit是扰动项，服从均值为0的正态分布。
（四）异常收益率的计算
通过对事件期样本证券的实际收益减去正常收益（由常均值收益模型计算得到）计算出异常收益日的数据后，需要对异常收益数据进行加总，包括截面上的加总和时间序列上的加总。
（2）
（3）
其中，ARt为整个样本t期的平均异常收益；CAR（t2，t3）为整个样本在（t2，t3）期间内的累积异常收益。
为了增强本文研究结论的可信性，本文采用市场调整模型作为补充，利用市场调整模型计算样本证券的异常收益率。
其中，αi、βi为事件估计期内的OLS估计值。
（五）异常收益的检验方法
为检验退市新政的影响，假设事件对资产组合的收益没有影响（H0），构建统计量，其中σ为累积异常收益标准差的估计值。由常均值模型假设，可知SCAR服从自由度为t3-t2的student-t分布。
值得指出的是，本文分析的事件是深交所退市制度的颁布，即一项新的证券监管政策的执行。在此意义下，本文可以借助事件研究法在事后评价退市制度的颁布是否有效。其判断标准是：如果退市制度颁布前后，创业板上市公司的股票收益朝预期方向变化，就可以认为退市制度这项证券监管政策是有效的。
实证结果及分析
（一）描述性统计
主要变量的描述性统计结果，如表1所示。
（二）实证结果和测试
图1为利用事件研究法对242家创业板上市公司做出的实证分析和最终结果。从图1中可以看到，退市新政的颁布对股市产生了一定影响。创业板的退市新政公布前5天，市场的累积异常收益率开始降低，在退市新政公布的当天保持在一个较稳定的水平。对退市新政公布几日后累积异常收益率的表现，常均值收益模型和市场调整模型得出不一致的结论：常均值收益模型证明退市新政公布后，累积异常收益率呈现增长的态势并逐步趋于稳定；而市场调整模型则显示，累积异常收益率仍继续公布后的持续降低态势。
此外，考虑对退市新政公布后市场的异常收益的检验结果，常均值收益模型检验的SCAR统计量为-5.964，市场调整模型检验的SCAR统计量为-3.49，两个统计量都显著大于95%显著水平下的临界值1.96。这表明前文设定的零假设，即退市新政对创业板市场上市公司的收益没有影响是不成立的，即意味着退市新政对证券市场的股票价格产生的冲击效应在统计学意义上是显著的。而且，运用市场调整模型检验与常均值收益模型检验的显著性结果是基本一致的，使得本文的研究结果更具备可信性。
综合上述实证研究：首先，深交所颁布的退市新政对证券市场的股票交易价格产生了显著的冲击效应，监管部门颁布的监管政策对证券市场产生了一定程度上的影响；其次，证券市场对退市新政的反应与监管部门预期实施的效果是相反的，表明创业板市场对退市新政的颁布并没有朝着监管层预期的方向发展；最后，运用常均值收益模型对退市新政事件进行比较性研究的结果来看，样本证券的股票异常收益率的显著性结果与运用常均值收益模型的检验结果基本保持一致。
研究结论及展望
本文应用事件研究法检验了深交所颁布的退市新政对创业板市场股票交易价格的冲击效应，主要采用常均值收益模型计算样本证券的异常收益率，进而考虑事件对股票价格的冲击效应。为了增强本文研究结果的可信性，本文还采用市场调整模型作为补充，并分别对两个模型的异常收益进行参数检验，通过计算得出SCAR统计量的显著性结果可以表明，两个模型的检验效果是基本一致的，从而从统计检验上证明了本文的研究结果。
综合本文研究结果，可以证明：退市新政的颁布对创业板市场产生了显著影响，通过对异常收益的统计检验证明，两个模型的SCAR统计量均超过95%水平下的临界值1.96，表明这种影响在统计学意义上是显著的。不过，本文研究也发现创业板市场对退市新政的反应并不是超预期方向发展，退市新政的颁布旨在规范创业板市场，以促进市场的良好有序发展，因此预期退市新政的颁布应当是导致市场异常收益率得到持续增长。可本文研究结果显示，常均值收益模型计算得出的累积异常收益率达到-1.2%，而通过市场调整模型计算的累积异常收益率也达到了-0.2%，意味着创业板市场对退市新政的颁布并没有朝着监管层预期的方向发展。因此，通过经验数据的证明，可以一定程度上认为退市新政的颁布并没能得到市场的认可，监管政策没有达到证券监管部门的预期效果。
本文最大的不足之处在于没能将创业板市场收益的稳定性引入判断监管政策有效性的评价标准中。通过对国内外学者的研究文献进行详细整理，可以发现我国证券市场具备较为明显的政策市特征，证券市场受监管部门政策的影响非常显著。我国证券监管机构颁布一项监管政策的主要目标也体现在能否有效地维持证券市场的稳定。深交所2012年4月20日颁布的退市新政的重要动机之一就在于通过规范创业板市场退市制度，推动整个创业板市场的稳定健康发展。因此，退市新政颁布前后创业板市场股价波动率也应当纳入到证券监管政策有效性的评价标准中。创业板市场收益的稳定性对于判断退市新政颁布的有效性有着显著意义，而本文未能加以充分考虑，还有待于进行后续的深入研究。
参考文献：
1.Ball，R and P.Brown.An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers.Journal of Accounting Research，1968
2.Ball，C.A.and W.N.Torous.Investigating Security Price Performance in the Presence of Event Date Uncertainty.Journal of Financial Economics，1998（22）
3.Brown，S and J. Warner.Measuring Security Price Performance.Journal of Financial Economics，1980
4.陈汉文，陈向民.证券价格的事件性反应：方法、背景和基于中国证券市场的应用.经济研究，2002（1）
5.陈信元，江峰.事件模拟与非正常收益模型的检验力：基于中国A股市场的经验检验.会计研究，2005（7）
6.陈工孟，高宁.我国证券监管有效性的实证研究.管理世界，2005（7）
【关键词】模板支撑系统失稳倒塌措施
中图分类号：TU511文献标识码： A 文章编号：
1前言
近几年随着改革开放及国民经济不断发展的需要，人们对建筑的空间、跨度的要求有了进一步的提高，出现了一大批大跨度、大空间结构的建筑，给我们建筑行业带来了新的施工工艺及操作规程上的一些特殊要求。但目前我国建筑施工中对扣件式钢管模板支撑系统国家没有明确的施工和验收规范，给施工现场的预控和检查验收带来很大的管理难度，继而每年出现多起模板支撑系统倒塌事故，给国家和人民生命财产安全带来了极大的危害。
2对策与措施
由于没有规范性的施工与检查验收标准，很难在施工过程进行有效的预控和验收，使事故不断发生。针对目前存在的一系列问题，笔者认为应从以下几个方面加强监管与检查：
2.1 首先施工单位应对不同的结构类型认真编制模板支撑系统专项方案，由公司技术负责人把关审批，必要时对方案进行专家论证，严格把关。在确保专项方案能够保证其刚度、强度、稳定性，装拆方便的基础上方可对项目部进行交底实施。同时监理单位应对方案严格的审核，负责对实施过程的监管。
2.2 模板支撑荷载计算错误或设计时考虑不全面。一些项目部在编制专项方案时计算有误，钢管壁厚的数据选用与现场实际有较大差距，如钢管壁厚按理论值3.5mm计算，但实际市场上流通的钢管很少能达到3.5mm的壁厚。计算时对荷载组合的选择，未按最不利原则考虑，未能保证模板支撑为空间几何不变体系及对突变天气（大风、台风、强风、连续下雨等）因素欠考虑。施工现场对泵送混凝土引起的冲击荷载在设计计算中估算不足，造成模板支撑体系的安全度大幅下降。
因此在专项方案设计与计算中，应降低钢管壁厚度的取用，对不利的气候、施工活荷载多加考虑与计算，应对专项方案中详细明确构造要求（立杆间距、扫地杆、剪刀撑、垫木、顶托、柱子分段浇筑及已浇筑的混凝土构件等）措施，严把专项方案的审批关。
2.3 施工现场对专项方案的执行与实施是关键的一项工作。有些项目部认为有了专项方案就安全，项目经理不过问，技术负责人不认真交底或不交底，实际搭设与方案出现“两张皮”现象，有许多工程如UT斯达康、浙大新校区食堂、宁波雅戈尔厂房等事故都是没有按专项方案执行和检查验收的结果，因此项目部应严格按专项方案实施。
施工现场对模板支撑系统搭设缺少监管，检查验收不及时造成搭设不规范：立杆间距过大，缺少或不设剪刀撑、扫地杆、垫木，使支撑系统的构造要求、刚度、稳定性均无法保证。不重视模板支撑立杆底部的加固及高低跨之间的有效连接，使雨季施工及高低跨荷载不一造成底部不均匀沉降。有的施工现场层高很高而柱子未采取分段浇筑，也就不能利用柱子的刚性固定支撑系统起到稳定作用，导致模板支撑体系产生较大的次应力，极易发生跨塌。
施工现场平时验收不细致，对高、大、难的模板支撑系统项目部应组织相关人员检查验收。特别是对立杆间距、剪刀撑、垫木、扫地杆等构造要求的重点部位检查验收，必要时由公司组织技术和工程管理部门检查验收。
2.4 钢管扣件的质量低劣，目前由于钢管、扣件生产及租赁单位、流通领域存在诸多问题与不规范。从钢管支撑系统使用到目前至今还很少有一个单位对大量的过期生锈严重（里外都烂）的、平直度差的、多次调直的、严重变形和明显弯曲的、强度检测不合格的钢管扣件进行报废处理，使模板支撑系统承载力明显降低。
对进入施工现场的钢管、扣件，不检测，不验收或验收人员缺乏专业知识和责任心（由收料人员代为验收），无专门的检查工具（游标卡尺、电子秤、扭力扳手）。所以对进场的钢管扣件应严格把好验收关，首先要有专业知识人员（安全员、质量员）把关，对强度检测合格证、出厂合格证等有关书面的内容验收检查，然后对实物进行壁厚、变形、生锈等检查；对扣件用扭力扳手进行检测，达到合格后方可投入使用。行业管理部门应加大对流通领域钢管、扣件的检查力度，该报废处理的坚决处理，杜绝不合格的材料进场。
2.5 承重支模架检查验收的安全控制
承重支模架搭设完毕后施工单位应组织项目经理、项目技术负责人、施工员、安全员、质量员、施工班组长及相关人员参加验收，验收以支模架搭设专项施工方案为标准，检查现场实际搭设情况与方案的符合性，验收的主要范围：立杆间距（梁底、板底）、步距、垂直度、剪刀撑、拉结点设置、扫地杆设置、扣件拧紧、接头类型及设置位置等。填写《承重支模架搭设分项检查验收表》，
对承重支模架搭设、验收形成记录，记录表中各栏内容需全部验收合格后方可评定为合格。对检查出的问题应发整改意见书，定人、定时、定措施整改，经重新验收合格后，才能进入下道工序施工。验收必须履行检查签字手续。监理公司应跟踪施工单位对承重支模的验收检查，对无证人员上岗操作，没有严格按专项方案搭设承重支模架和承重架未经验收投入使用的行为，要进行制止，切实担负起安全控制责任。
2.6承重支模架拆除的安全控制
施工单位拆除承重支模架的时间应严格控制，防止作业班组为抢进度而忽视安全，提前拆模造成混凝土的“内伤”，对结构的耐久性不利。拆除承重支模架必须有申请，项目技术负责人审批后报监理工程师批准，由施工员布置作业班组实施拆除工作。拆除前必须有混凝土强度报告，强度达到规定要求后方可进行拆模审批和承重支模架拆除工作。
拆模操作人员进入施工现场前，施工员、安全员、木工班长要做好安全技术交底，双方签字，方可进行模板拆除。作业人员应正确使用个人劳动防护用品，戴好安全帽、系好帽带，超过2米的高处或悬空作业时，如无稳固的立足点或可靠防护措施，均应扣挂好安全带。在地下室拆模前应采取排水和通风措施，注意用电安全，规定接电由专业电工完成，禁止私自乱接乱拉电线，在地下室、潮湿地方必须使用36V低压电照明，下班后及时关灯，并切断电源开关。
拆模现场应设置危险警戒区域，专人负责监护，禁止无关人员进入拆模现场。
拆模操作时应按顺序分段进行，严禁猛撬、硬砸或大面积撬落和拉倒，停工时不得留下松动和悬挂的模板，防止突然落下伤人。拆模的顺序按自上而下，从里到外，先拆支撑的水平杆和斜支撑，后拆模板支撑，梁应先拆侧模后拆底模。拆模人员应站在一侧，不准站在拆模下方，几人同时拆模应注意互相间安全距离，保证安全操作。严禁拆模人员在上下同一垂直面上作业，防止发生人员坠落和落物打击事故。拆下的模板、扣件、钢管等材料应及时运到指定的地点集中堆放或清理归类，防止钉子扎脚伤人。
3 结语
由于传统的经纪业市场竞争日趋惨烈，券商在努力保持市场份额的同时，也在积极寻找新的收入增长点。新三板的扩容，将给券商逐步提供
个全新并且庞大的业务市场。新三板的扩容，从短期看对券商的收入贡献十分有限。但从长期看，随着试点规模的不断扩大，做市商制度的引进和完善以及个人投资者的准入，将给券商带来巨大的利润空间，最终形成券商一个新的稳定的收入增长点。新三板的扩容对整个券商板块利好，特别是综合资本实力较强的券商和地区实力具有明显优势的券商将从中更多受益。
新三板的潜在市场规模不可小视。目前北京的中关村高科技园区作为唯的试点，在新三板上挂牌的公司有78家，而整个中关村地区和这78家公司拥有类似资质的企业达到了16.00余家。
从国际情况看，发达国家经过了较长一段时间的发展，新三板业务也都在资本市场占到了一席之地。美国的OTCBB市场在金融危机之前的几年，日均交易额基本稳定在2亿美元。
新三板市场也将为券商带来多元化的收八。目前企业挂牌新三板采取券商主办制，即由券商推荐企业挂牌，券商在公司挂牌时收取推荐费，挂牌后，公司在交易时券商按比例收取佣金费，如果挂牌公司需要融资，券商收取承销费用，当挂牌公司满足条件并希望转到创业板或其它板块时，券商为其保荐并收取IPO费用，最后，随着做市商制度的引进，券商还将赚取做市商买卖的差价。以上5个主要收费点，将为券商提供新的收入来源。
新三板为券商带来新机遇
短期新三板市场对券商的贡献仍然十分有限：目前所有新三板所有公司市值一共约为85.3亿元人民币，只占到沪深两市市值的0.03％。即使是扩容10倍以后，仍然不到总市值的1％。同时，假设券商给每家企业挂牌收取100万元人民币，700家企业也只能给全部券商提供7亿的收入。更重要的是，由于目前新三板市场只允许机构投资者参与，而不允许个人投资者介入，并且在交易的过程中受到种种限制，整个新三板的交易额十分惨淡，因此券商在新三板的交易佣金收入也十分有限。新三板上的公司当满足条件时，可以转入创业板或者其它板块，这一点被认为是新三板的重要优势之一。达不到上市条件的公司可以通过先上新三板再转板的顺序未完成上市。而我们应该注意到，尽管这是公司上市的途径之
，但却不是必经之路，资质较优秀的公司，仍然可以选择直接在创业板上市。因此，即使是第批试点扩容后，新三板业务给券商带来的收入贡献仍然十分有限。
长期看新三板将对板块带来利好：首先，随着新三板市场的扩容，对个人投资者开放已经成为必然趋势，一旦允许个人投。资者介入，将大大提高整个板块的活跃程度，使交易更加频繁，券商佣金收入大大增加。板块活跃之后，会促进更多的企业挂牌，从而导致良性循环。另外，随着板块的发展，将逐步允许有实力的券商进行做市商机制，赚取买卖差价。
截至目前，全国共有45家券商拥有新三板主办券商资格。15家上市券商中，除国金证券和太平洋证券外，其余13家都已取得了主办券商资格，可以开展新三板相关业务。由于监管机构所制定的门槛并不是很高(最近一期净资产高于8亿元，净资本高于5亿元，全国范围内营业部多于15家)，因此我们预计所有上市券商在新三板业务普及推广前都能取得主办券商资格。
对券商板块来说，新三板的扩容对资本实力强大的券商和在高新技术开发区优势明显的券商受益最多。由于做市商制度的引进，相对而言资本充足，规模大的券商更容易运作。
在定价权方面也会占有优势，因此大规模券商更容易抢占市场份额。同时，在高科技园区的分布上，广东、山东、湖北和东北地区分布比较密集，这些地区很有可能被选为扩大试点，因此新三板扩容后，将对在这些地区具有优势的券商带来利好，这些券商可以自用自身的区域优势，拿到更多的业务，比如广发证券在广东地区的优势，长江证券在武汉地区的优势。
在已经挂牌的78家企业中，上市券商中广发证券主办家数最多，为7家，中信证券，华泰证券、宏源证券、海通证券、光大证券东北证券、招商证券和山西证券均有市场份额。这些券商准备工作进行较早，更利于占领先机。融资融券业务快速发展
融资融券业务自去年3月推出第一批试点以来，业务规模和试点券商范围快速扩大，融资融券余额稳步上升。融资融券业务日常化已经成为一种必然趋势。
目前市场上的融资融券余额约为207.8亿元，以融资业务为主，主要是和业务的繁简程度不同以及投资者对市场大势的看法有关。由于试点券商在前期进行了比较充分的准备工作，目前的融资融券余额仍小于券商所准备出的余额，短期业务规模仍有上涨空间。
然而，尽管短期内融资融券业务规模还有扩大趋势，但从长期看仍将遇到瓶颈。由于券商的资金规模有限，无法拿出过多资金和有价证券去满足投资者的融资融券需求，因此业务规模终将受到限制，而证券金融公司的设立和转融通业务的推出，将有效的解决这一问题。
所谓转融通业务，即是成立
家证券金融公司，以该公司作为中介的身份，动用商业银行、保险资金，基金等资金为券商和投资者进行融资融券业务，由于有商业银行、保险和基金等这些大资金的介入，即使市场融资融券需求迅速扩大，依然可以得到满足，因此极大的扩充了融资融券业务的潜在市场。长期看对整个券商板块利好。
关键词：区域经济趋同；探索性空间数据分析；面板数据空间计量模型
中图分类号：F061.5文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2011）04-0108-08
一、引 言
自新古典经济增长理论兴起以来，国家间和区域间经济差距及其动态演进趋势一直是经济增长理论研究的热点问题之一。新古典经济增长理论认为，在资本边际收益递减以及技术进步一致的假设条件下，落后地区比发达地区的发展速度更快，因而随着时间的推移，区域经济差异会逐渐减小，最终实现区域经济增长的趋同。
在趋同研究中，趋同现象被区别为人均收入水平上的趋同（σ趋同）和增长率上的趋同（β趋同），而区域间增长率的差异通常会导致人均收入水平上的区域差异。σ趋同是指不同区域人均收入的离差随时间推移而下降，通常用变异系数、基尼系数和泰尔指数等指标测度收入水平差距的变化；β趋同是指期初人均产出水平较低的区域通常有更快的增长速度，即不同区域间的人均产出增长率水平与产出水平负相关，通常用回归模型来测度这种负相关关系，当β显著为负表明地区经济趋同现象存在。根据模型中是否加入控制变量，β趋同还可以区分为绝对β趋同和条件β趋同。
β趋同模型是Baumol于1986年创建的，他采用该模型研究了OECD国家的经济收敛情况。此后，Barro和Sala-I-Martin［1-2］运用该模型测度美国和日本等20个国家的经济收敛状况，使该模型成为测度区域经济趋同的基准模型。在国内，魏后凯［3］、蔡和都阳［4］、马拴友和于红霞［5］用横截面数据模型测度了我国不同时期的区域经济增长及收敛性。
随着研究的深入，横截面数据模型暴露出在区域经济趋同研究上存在的一些局限性。首先，横截面数据模型假定各地区生产函数相同，忽略了初始要素和技术水平差异等造成的个体异质性的重要特征。其次，横截面数据模型忽略了解释变量的内生性问题。Islam［6］和Caseli等［7］将面板数据模型应用到区域经济趋同研究中，他们发现忽略地区间的技术差异造成MRW收敛速率的严重下偏。林毅夫和刘明兴［8］、许召元和李善同［9］利用面板数据模型验证了我国改革开放以来的地区发展差异状况，结果表明加入个体异质性特征之后，我国省区经济趋同的速度显著提高。
横截面回归模型以高斯―马尔科夫假定为前提，认为个体彼此独立；面板数据模型尽管控制了个体的空间异质性，但仍以空间独立为假定前提。事实上，地区间资金、劳动力的流动、商品的流通和技术扩散等因素使得国内地区间的联系越来越紧密，相邻地区间的影响尤为显著，个体间彼此独立的假定难以成立。传统横截面回归模型无法测度这种空间相关性，从而造成回归结果的有偏估计。Rey和Montuori［10］首次用空间计量经济学的方法研究了1929―1994年美国经济的收敛情况，他们采用空间自回归模型和空间误差模型分别考察了相邻区域经济增长的空间相关性对区域经济收敛的影响。林光平等［11］、吴玉鸣［12］、张晓旭和冯宗宪［13］等学者采用横截面空间计量模型研究了我国区域经济收敛状况，结果表明我国区域经济存在显著的空间相关性。
目前，国内区域趋同的实证研究主要采用横截面空间计量模型或面板数据模型，横截面空间计量模型通过在横截面模型中引入空间算子来控制个体空间相关性特征，面板数据模型则控制个体的空间异质性特征，两种模型未能全面体现个体空间特性（空间相关性和异质性）。空间面板数据模型以空间算子的形式将个体空间相关特征引入面板数据模型中，既控制了个体的异质性特征，又考虑了个体空间相关性对模型的影响，具有更好的一般性特征和应用前景。
以下部分的结构安排是：第二部分简要介绍空间计量及面板数据空间计量模型的理论基础，第三部分是对我国省级区域经济趋同的实证研究，第四部分是全文的结论。
二、空间计量模型理论介绍详细内容可参见参考文献［14］。
如前所述，横截面回归模型以高斯―马尔科夫假定为前提，要求个体间彼此独立。一旦个体彼此相关，线性回归模型的最小二乘估计结果将有偏。地理学第一定律［15］认为，任何个体都与其他个体相关，相邻个体的空间相关性更强。而样本个体间的空间相关违背了传统计量模型个体空间独立的假定，从而敦促计量经济学家对传统模型进行改进。
在横截面回归模型中加入空间滞后算子，即可实现横截面回归模型的空间相关性修正。空间滞后算子有Wy和Wε两种，其中y为横截面回归模型的因变量，Wy为y的空间滞后算子；ε为横截面回归模型的随机扰动项，Wε为ε的空间滞后算子。W矩阵为行归一化，即∑nj=1wij=1之后的n×n维空间权重矩阵。空间权重矩阵W包含省区空间位置依赖关系的信息，常见的空间权重矩阵有0-1空间权重矩阵、距离空间权重矩阵以及空间经济权重矩阵等。
将空间滞后算子Wy引入横截面回归模型中，模型形式如（1）式：
y=ρWy+Xβ+εε~N(0,σ2In)（1）
（1）式的空间计量模型谓之空间自回归模型（spatial autoregressive model，SAR）。
将空间滞后算子Wε引入横截面回归模型中：
y=Xβ+u,u=λWu+ε, ε~N(0,σ2I)（2）
（2）式的空间计量模型谓之空间误差模型（Spatial Error Model，SEM）。空间自回归模型（SAR）和空间误差模型（SEM）是目前应用最为广泛的空间经济计量模型。
在使用空间计量模型之前，需检验横截面回归模型随机扰动项序列的空间相关性，只有当空间相关性显著时，才考虑使用空间计量模型。最常见的检验统计量其余常见检验统计量有LR统计量、LM统计量和稳健LM统计量等。为渐进服从正态分布的Moran-I统计量，如（3）式：
I=εTWε/εTε（3）
与横截面空间计量模型类似，面板数据空间计量模型可通过向面板数据模型中加入空间算子来测度个体间的空间相关性。向量形式的面板数据维数为NT，空间权重矩阵的维数必须调整为NT维，调整后的结构如（4）式：
WNT=WN0 0WNNT×NT=ITWN（4）
WN为N维空间权重矩阵，IT为T维单位矩阵，为克罗内克乘积。
空间滞后算子形式为（ITWN）Y和（ITWN）ε。将空间滞后算子嵌套于面板数据模型，即可构成面板数据空间计量模型。
空间计量模型的解释变量与扰动项相关，因此最小二乘估计法不再适用。常用的回归方法有极大似然估计法、工具变量法、广义矩估计法以及贝叶斯估计法等，本文采用极大似然估计法。
三、我国区域经济趋同的测度
（一）数据来源及空间权重矩阵的选取
本文的实证研究主要集中在1997―2008年我国31个省区经济的趋同性上，数据来自中经网统计数据库、《中国统计年鉴》、《新中国五十五年统计资料汇编》和各省统计年鉴。
空间权重矩阵体现省区间的空间关系，这种关系通常以空间相邻性或空间距离表现出来。0-1空间权重矩阵以个体间是否存在公共边界作为空间关系存在与否的判断准则，存在公共边界则意味着两经济体空间相关；否则空间不相关。基于距离的空间权重矩阵是以空间距离作为判断是否存在空间关系的准则，空间关系随距离增加而衰减，当超过某一阈值后，空间关系消失。0-1空间权重矩阵的选择过于简单，不能完全体现各地区间经济上的相互影响，理想的空间权重矩阵应同时考虑地区间经济上与地理上的空间相关性［11］。为此，本文建立空间经济权重矩阵作为空间权重矩阵，元素形式如下：
aij=1/dij|i-j|（5）
其中，dij为i、j两省省会城市的直线距离，Yit表示i省t时期的人均GDP，i=∑Tt=1YitT为i省在T时期的经济发展水平的平均值，|i-j|用以测度两省经济相似程度，当距离一定时，|i-j|越小，经济相似度越高，空间相关性越强。
（二）我国省区经济差异的σ趋同测度
为刻画我国省区经济增长的σ趋同状况，本文选用省区实际人均GDP的变异系数和泰尔指数测度绝对差异变化。
将泰尔指数分解则可将省区经济差异情况分解为东部、中部、西部东部省区有12个，分别为北京、天津、河北、辽宁、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、广西和海南；中部省区有9个，分别为黑龙江、吉林、内蒙古、山西、河南、安徽、湖南、湖北和江西；西部省区有10个，分别为重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、、青海、宁夏和新疆。三大地区内部的差距和东、中、西地区之间的差距。由图2的泰尔指数分解结果可知，1997―2008年间，我国中、西部地区内部各省区间的差距较小且基本格局未发生改变，而东部地区与中西部之间的经济差距较大，2003年之前东部地区各省区间的经济差距逐渐拉大，2003年之后的经济差距不断减小，三大地区之间的经济差距近年来变化不大。由此可知，2003年之后我国整体经济差距减小是由于东部省区内部经济差距迅速缩小造成的。
（三）探索性空间数据分析
探索性空间数据分析的目的在于测度我国各省区经济发展是否存在整体、局部空间自相关。为检验是否存在整体空间自相关，需使用Moran-I统计量，具体形式如（6）式：
其中，Zit=Yit-t，Yit、t同上，S0=∑i∑jwij，wij为空间权重矩阵W在(i,j)点的元素，m2=∑iZ2i/N。此处的Moran-I指数用于测度目标变量的总体空间相关性，与之前介绍测度模型残差序列的Moran-I统计量形式略有不同。由表1可以看出，在1%置信水平下，1997年以来我国各省区人均GDP表现为正的空间相关，这表明人均GDP的分布出现了空间集聚现象，即较高收入地区彼此相邻，较低收入地区间也彼此相邻。此外，空间自相关的强度不断增强，表明空间因素在经济增长中的作用在逐渐加强。
Moran-I统计量只能度量整体空间相关性，不能够估计各个地区局部空间上的自相关特征。局部空间上的空间相关可通过Moran散点图来测度。Moran散点图中各点的坐标为（zi,(Wz)i），zi=(Yi-)/sd(Y)为i地区标准化的实际人均GDP，zi>0表明i地区经济高于全国平均水平；反之则低于全国平均水平。(Wz)i反映i地区周边省区平均经济发展水平，(Wz)i>0说明i地区周边省区经济发展水平较高。Moran散点图的四个象限反映该地区与相邻地区间的空间联系：（1）第一象限点为HH型省份，即该地区与周边省区经济发展水平均高于全国平均水平。（2）第二象限点为LH型省份，即该地区经济发展水平低，而周边省区经济发展水平较高。（3）第三象限点为LL型省份，即该地区与相邻省区经济发展水平均低于全国平均水平。（4）第四象限点为HL型省份，即该地区经济发展水平高，而周边省区经济发展水平较低。
第一、三象限表示相邻地区正向空间相关，而第二、四象限表示相邻地区负向空间相关。
图3―图6给出了1997、2000、2004和2008年我国各省区实际人均GDP的Moran散点图。由以上四图可以看出，我国绝大部分省区位于坐标系的第一、三象限，而且随着时间的推移，各省区在坐标系中的位置并未发生大的改变。其中，北京、天津、辽宁、山东、江苏、浙江、上海、福建和广东等东部沿海省份位于第一象限，即为HH型省份，余下绝大多数中、西部省份均聚集在第三象限中，即属于LL型省份。由此可知，我国省区经济发展存在着明显的区位聚集效应，地理、交通、政策、观念、经济基础和对外开放等因素造成了东部沿海省份经济发展水平明显优于中、西部省份。
（四）我国各省份人均GDP的β趋同分析
本文采用计量经济模型测度1997―2008年我国31个省份人均GDP的β趋同状况。在建立回归模型之前，必须确定趋同模型中应加入哪些控制变量。综合蔡和都阳［4］、林毅夫和刘明兴［8］、许召元和李善同［9］、孙洋［16］、刘生龙和张捷［17］等人的研究，我们选取人力资本、市场化程度、投资率、基础设施发展水平、政府消费比重、对外开放程度和储蓄率等指标作为控制变量，加入到趋同回归模型当中。表2给出了各变量的形式及其经济含义。
表3给出了1997―2008年我国31个省份β趋同的线性回归结果。F统计量及其概率值分别为0.89和0.5440，R2和调整R2分别为 0.2436和-0.0315，模型的整体显著性程度较低。另外，各变量系数均未通过5%的显著性检验，变量解释能力较差。
对横截面回归模型扰动项做空间相关性检验以判断是否需要引入横截面空间计量模型，检验结果表明，因变量的空间相关效应显著，应考虑引入空间自回归模型（SAR）。然而，SAR模型回归结果中空间系数ρ并不显著，各变量系数与截面回归模型的结果并无显著差异。检验结果与回归结果不一致，是由于Moran-I等检验统计量在小样本情形下检验效度较低。在大样本情形下，可参考检验统计量给出的结果，当样本量较小时，应直接使用空间计量模型，由空间系数的显著性来判断是否使用横截面空间计量模型。
横截面回归模型拟合程度较低，各变量系数均未通过5%的显著性检验，是由于截面模型易受异常值点影响严重。异常值检验结果表明，、北京和上海等省市具有很高的杠杆值（0.6以上），高杠杆点的存在会导致参数的有偏估计。为克服高杠杆点的影响，可将异常值点删除。但在趋同问题的研究中，将这些异常值点删除会大大降低模型的应用价值和结果的参考价值。横截面回归模型的“同质性”假定严重限制了其在经济趋同问题上的应用，而面板数据模型的主要优点就是在模型中考察了个体的异质性特征，从而在省区趋同实证研究中具有一定的应用价值。
本文使用面板数据模型测度我国区域经济趋同问题。为构建面板数据模型，将1997―2008年整个时间区间划分为1997―1999、2000―2002、2003―2005和2006―2008年4个分时间段。本文面板数据时期数较短且未使用动态面板数据模型，无须进行面板数据单位根检验和协整检验。
在使用面板数据模型测度趋同问题之前，需确定面板数据模型具体形式。面板数据模型设定检验结果表明，面板数据的个体、时点异质性特征明显，应使用个体时点―双固定效应模型。在个体时点―双固定效应模型的基础上，将空间滞后算子引入到面板数据模型中构成面板数据空间计量模型。基本形式如下：
表4给出了个体时点―双固定效应模型和空间面板数据模型的回归结果。
基于表4的结果，可得到如下结论：（1）我国省区经济的个体异质性、空间相关性特征同时存在，面板数据空间计量模型能够在模型中同时控制这些空间特征，因而能更加准确地测度我国省区经济趋同状况。另外，除未考虑个体空间相关性外，个体时点―双固定效应模型结果与面板数据空间计量模型结果一致，这说明异质性特征是影响实证结果的主要因素之一，若忽视个体异质性，将会造成截面回归模型实证结果的严重误偏（如表3所示）。（2）面板数据空间计量模型的空间系数ρ和λ均显著为正，说明周边省区经济发展速度与本地区的经济增长呈正相关关系，即周边省区经济高速发展会带动本地区经济的发展；反之，当周边省区经济发展缓慢也会拖累本地区经济发展，这与探索性空间数据分析的结果基本一致。（3）对于模型中的控制变量，投资率显著为正，这说明在现阶段固定资产投资仍是我国省区经济区域发展的主要动力；国有企业总产值所占比重为负，说明政府部门对于资源配置的直接干预会影响省区经济发展速度，各级政府应鼓励并大力支持非国有经济的发展。
四、结 论
本文将面板数据空间计量模型应用于我国省区经济增长趋同性研究，并将其实证结果与横截面模型、面板数据模型进行比对，结果表明，我国省区经济发展空间相关性、空间异质性特征显著存在，截面回归模型无法测度个体的异质性特征，面板数据模型则无法测度省区的空间相关性特征，限制这两个经济计量模型在趋同测度方面的应用。相比而言，面板数据空间计量模型将个体空间相关性特征以空间算子形式引入到面板数据模型中，并考虑了个体的空间相关性和异质性特征，因此，面板数据空间计量模型是目前研究我国省区经济趋同比较合适的模型。
此外，本文的其他实证研究结论如下：（1）1997―2008年间我国省区经济差距呈先扩大后缩小的趋势，地区间的差异主要源于东部地区内部的差异及东、中、西三大地区之间的差异，而2003年之后东部地区内部各省区之间的差距迅速缩小是使我国区域经济差距整体缩小的主要成因。（2）我国省区之间经济发展的空间依存度日益加深，而东部沿海省区与中、西部省区空间集聚的特征明显不同。（3）面板数据空间模型实证结果表明，各省区经济发展依赖于本地区固定资产投资、市场化发展程度以及周边省区带动等因素的影响。因此，为缩小中西部地区各省区与东部省区之间的差距，中、西部各省区必须着力做好以下工作：（1）不断提高投资效率，优化投资结构，促进产业升级，改变过度投资带来的低效率。（2）加快市场化进程，鼓励并大力支持非国有经济的发展。（3）加快与东部地区经济社会发达省区的交流与合作，推动东部地区的劳动密集型产业和加工制造环节向中、西部地区转移，从整体上优化产业结构，提高投资效率，实现我国区域经济的协调发展。
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关键词:对外贸易;收入弹性;价格弹性
一、研究背景与文献回顾
自2001年底中国加入wto以来,中国的对外贸易总量在其后连续几年以超过20%的速度增长,与此同时,贸易顺差保持着更快的增长幅度。2006年中国的贸易顺差为1 775亿美元,2007年这一数据达到2 622亿美元,增长幅度接近50%。在出口贸易的高速增长下中国外汇收入持续增加,其他国家却不得不承受“中国制造”的巨额贸易逆差。中国的贸易伙伴为了缓解和扭转日益恶劣的贸易环境,除采取“反倾销”措施对中国企业进行制裁外①,更多地将焦点集中在人民币升值上。人民币汇率在这一段时期也连创新高,冲破1∶7大关。然而与中国的贸易伙伴所预期的相反,在这一时期中国的进出口却没有受到多大影响,出口贸易额继续保持20%的增长速度。进入2008年,肇始于次贷危机的全球金融危机蔓延开来,世界上大多数国家和地区都受到波及,各国和地区经济呈现出不同程度的衰退,受全球需求萎缩的影响,11月份月度进出口总值出现了2001年10月份以来的首次负增长。wWw.133229.COm
中国贸易的发展和近期出现的新变化引起了国际社会的广泛关注,大量学者尝试从不同角度对此进行解读。根据goldstein和khan(1985)提出的不完全替代理论,汇率和收入是影响一国贸易的两个重要方面,中国的进出口贸易发展与变化可能与汇率变动所造成的价格波动以及各国收入变动密切相关。基于不完全替代理论,不少学者对中国进出口贸易的价格弹性和收入弹性进行测算。厉以宁(1991)以中国1970-1983年的对外贸易数据进行实证分析后发现,中国的进出口汇率弹性不足,分别只为0.6871和0.0506。陈彪如(1992)、戴祖祥(1997)、张明(2001)等基于不同数据采用不同方法的实证结果也得出了类似的结论。朱真丽(2002)基于不完全替代理论构建实证模型进行测算,结果表明中国的出口需求价格弹性和收入弹性分别为2.03和1.72,进口需求的价格弹性和收入弹性分别为0.68和0.21,认为国民收入因素对于贸易收支的影响是显著的。殷德生(2004)运用单位根和协整检验的方法建立中国的贸易收支方程、进出口需求方程,使用var模型对中国贸易收支进行分解的结果发现,人民币汇率的变动对贸易收支影响很小。曹永福(2005)考虑到了进出口之间的影响,认为价格变动和汇率变动存在着不一致性,从而分别考虑贸易的价格弹性和汇率弹性。通过政策模拟,曹永福(2005)对中国进出口的汇率弹性和价格弹性进行了定量测算,结果显示,出口的汇率弹性为-0.14~0.27,进口的汇率弹性为0.042~0.05,这表明中国进出口商品的汇率弹性都是非常小的,与很多学者的判断是一致的。许统生、涂远芬(2006)利用向量自回归模型及其相关检验估计了中国1994-2005年贸易弹性,研究结果表明,进出口贸易需求关于汇率都是缺乏弹性的,且出口需求关于国外收入和世界价格弹性的值较大,进口的国内收入弹性稍小,因此仅靠人民币汇率的升值很难缩小贸易顺差。
国内的研究主要集中在利用时间序列分析上,但由于时间序列的小样本性质给模型的估计带来了困难,而面板数据的出现可以较好地解决这一问题,得出更优良的估计结果。面板数据可以克服变量间多重共线性的困扰,提供更高的自由度和更高的估计效率,更好地识别和度量单纯的时间序列数据或横截面数据所不能发现的影响因素,构造和检验更加复杂的模型。国外近期的研究主要是利用面板数据展开分析。irandoust等(2006)运用面板数据分析了瑞典和他的主要贸易伙伴的贸易弹性,基于面板协整方法,irandoust等(2006)把收入和价格作为影响进出口的两个主要因素,分别建立出口和进口模型,计算出了进出口的收入弹性和价格弹性。结果显示,收入弹性普遍显著为正,而价格弹性(汇率弹性)却表现出明显的国别差异,这也在一定程度上验证了马歇尔—勒纳条件存在的真实性,即汇率改善一国的贸易状况需要一定的条件。kwack等(2007)分析了包括主要工业化国家以及亚洲一些国家在内的30个国家的面板数据,在他们的研究中,进出口模型除了价格和收入两大因素外,还加入了许多其他的因素,例如语言、两国的距离等。利用贸易额加权平均的方法,kwack等(2007)计算出口的价格弹性。进一步地,kwack等(2007)还特别考虑了人民币升值效应,分析人民币升值10%对他的主要贸易伙伴的进出口所带来的影响,认为人民币升值对德国以及一些亚洲国家影响较大,而在实现中美贸易平衡上不起太大作用。
笔者将运用中国与其主要的20个贸易伙伴的面板数据,分别构建进口和出口模型,利用非平稳面板数据的计量方法来分析中国对外贸易的收入弹性和价格弹性。具体框架如下:第一部分为研究背景和文献回顾;第二部分为实证分析,基于不完全替代理论构建了计量模型后,对变量和数据作了界定和说明,并展开实证检验和分析;最后一部分为结论。
二、进出口贸易的弹性估计
(一)计量模型设定
根据国际经济学的理论,按照goldstein和khan(1985)提出的不完全替代原理,一国或地区的进出口产品和国内生产的产品不具有完全替代性。一国的出口需求主要与其贸易国的收入,本国出口商品的价格,外国的国内商品价格以及两个国家的汇率有关。一国的进口需求主要与本国的收入,进口国的国内价格以及两个国家的汇率有关系。可以把这些影响变量分成收入因素和价格因素两个方面,采用c-d函数的形式,中国的双边贸易进口需求方程可表示为:
mi=a×yd?着1×■?着2×eui(1)
其中mi为进口额,yd表示中国的收入,pd、pxi分别代表中国的国内商品价格和其贸易伙伴i国的出口商品价格,ei、ed分别指i国的汇率和中国的汇率。
中国的双边贸易出口需求方程可表示为:
xi=b×yi?浊1×■?浊2×eui(2)
其中xi为进口额,yi表示贸易伙伴国i的收入,pxd、pi分别代表中国的出口商品价格、i国的国内商品价格,ei、ed分别指i国的汇率和中国的汇率。
令pimi=■;pexi=■
对方程(1),(2)两边分别取对数有:
lnmi=lna+?着1lnyd+?着2lnpimi+ui(3)
lnxi=lnb+?浊1lnyi+?浊2lnpexi+ui(4)
在这里?着1,?浊1分别代表中国进出口贸易的收入弹性,?着2,?浊2分别代表中国进出口贸易的价格弹性。笔者预期?着1、?着2、?浊1>0,?浊2<0。
(二)数据来源及处理
本文数据来源于国际货币基金组织(international monetary fund)的3个数据库(dot、ifs、bop)以及《中国统计年鉴》。分别选取了1990-2005年中国与其贸易额最大的20个国家和地区(日本、美国、香港、韩国、德国、新加坡、马来西亚、英国、澳大利亚、荷兰、法国、意大利、加拿大、泰国、印度尼西亚、菲律宾、巴西、印度、沙特阿拉伯、西班牙)的进出口年度贸易数据构建面板数据集。
进口需求(mi)、出口需求(xi)为进出口贸易额,在这里笔者采用gdp平减指数将其转化为2000年为基期的实际值。本国的收入(yd)和贸易伙伴国的收入(yi)也是经过gdp平减指数(2000年为基期)冲减中国和外国的实际gdp。关于进出口相对价格,不少学者采用实际有效汇率来表示。与之不同,考虑到价格和汇率影响到进出口的真实途径,笔者采用kwack(2007)的做法构建了两个相对价格的指标pim和pex。本国国内商品的价格(pd)和外国国内商品价格(pi)分别用本国和外国的gdp平减指数(2000年为基期)来表示。鉴于数据的可获得性,本国出口商品的价格指数(pxd)在这里笔者采用戴祖祥(1997)的做法,使用商品零售价格指数来代替。外国出口商品的价格(pxi)使用国际货币基金组织(imf)提供的出口价格指数来表示。本国汇率(ed)和外国汇率(ei)使用imf提供的各国对美元的直接汇率的年度平均值来表示②。
(三)实证结果与分析
1. 面板单位根检验。随着运用跨国数据研究分析购买力平价、经济增长收敛等相关领域深入发展,面板数据分析越来越得到广泛的应用,关于面板的单位根检验方法也在不断发展。levin和lin(1992)首先提出了关于同质面板单位根检验的方法,他们构建了6种不同的模型,相对每个模型构建了相应的检验统计量。在此基础上,考虑了误差过程的自相关性和异方差情况,levin和lin(1993)又提出了面板数据新的单位根检验方法检验。其后,levin、lin和chu(2002),breitung(2000),im、pesaran和shin(2003)又对原有方法进行了改进和拓展。
为了增强检验结果的稳健性,笔者同时采用llc(2002)、breitung(2000)、ips(2003)这3种面板单位根检验方法对相关数据及其差分进行单位根检验,具体检验结果见表1、表2。
综合表1、表2的检验结果可以看出,除出口方程的相对价格变量lnpex的ips检验外,其他都不能在10%的显著水平上拒绝进出口方程的水平变量存在单位根。而各变量的一阶差分的单位根检验结果表明,三种检验方法都在10%的显著水平上拒绝有单位根的假设,即所有变量都为一阶单整的非平稳变量。
2. 面板数据的协整检验和模型估计。面板协整理论自pedroni(1995)提出以后,主要在两个方向展开:一个方向是原假设为非协整,它们使用类似engle和granger(1987)平稳回归方程,从协整回归式中得到残差构造统计量并计算其分布进行假设检验;另一个方向是原假设为变量间存在协整关系,mckoskey和kao(1998)提出了一种基于残差的单方程检验,通过lm方法对原假设协整进行检验。
笔者采用pedroni(1999)的7个统计量、kao(1999)的5个统计量和mckoskey和kao(1998)的lm+统计量来检验进出口模型中的协整关系,具体检验结果见表3。
在表3中,pedroni(1999)和kao(1999)的检验方法表明,在进口方程的协整检验中,除面板v统计量外,其他检验都能在5%的水平上拒绝不存在协整关系的原假设。在出口模型中除了pedroni面板t统计量外,其他检验也都能在5%的显著性水平上拒绝原假设。mckoskey和kao(1998)的lm检验在100%的可信度上接受进出口模型存在协整关系的原假设。
进出口模型的协整检验支持进出口模型中变量之间存在长期、稳定均衡关系的结论。为了进一步了解进出口模型中各变量直接的协整关系,笔者需要对模型进行参数估计。由于一般的面板数据ols估计无法消除由于变量的内生性和序列相关带来的偏误,为解决这一问题,pedroni(2000)提出了面板数据的fmols估计量。fmols统计量通过对因变量的变形,实现了对内生性的修正,在这里采用pedroni(2000)的fmols方法对进出口模型系数进行估计,具体结果见表4。
三、简要结论
笔者基于不完全替代理论构建进出口模型,采用1990-2005年中国与其主要的20个贸易伙伴之间的面板数据,运用面板数据的fmols方法对中国进出口贸易的收入和价格弹性进行了估计。结果发现:(1)进出口需求方程的价格弹性和收入弹性都和预期值一致,并且都在1%的水平上显著,证明收入和价格(汇率)确实是影响进出口需求的因素。(2)进口需求方程中的价格弹性为0.03,出口需求方程中的价格弹性为-0.65,说明价格(汇率)变化对进出口的影响不大,这一方面与中国的人民币汇率形成机制不够完善、汇率变动不能有效地调节进出口有关,另一方面也和进出口企业对价格的反应不够敏感有关系。(3)进口需求方程的收入弹性为1.40,出口需求方程的收入弹性为4.93。收入弹性明显大于价格弹性,且出口收入弹性大于进口收入弹性。这说明收入相对于价格对进出口影响更为明显,中国的贸易顺差与世界经济发展、各国收入增长所带来的需求扩张是分不开的,是全球经济发展的内生结果,那种认为汇率变动可以轻松解决贸易不平衡的观点是值得商榷的。
注释:
①2007年共有20个国家(地区)对中国发起81起反倾销、反补贴、保障措施和特保调查,涉案金额达36亿美元,相比2006年增长95.1%。
②由于1999年1月欧元区国家正式使用欧元,为保持数据的一致性,笔者将德国、荷兰、法国、意大利、西班牙这5个国家的相关数据转换成欧元表示,转换比例按1999年1月各货币对欧元的兑换比率:1欧元兑换1.955德国马克、1欧元兑换2.203荷兰盾、1欧元兑换6.559法国法郎、1欧元兑换1936.27意大利里拉、1欧元兑换166.386西班牙比塞塔。
参考文献:
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关键词：地铁；车站；站台板；轨顶风道；施工技术
中图分类号：TU74 文献标识码： A
1 工程概况
广州市轨道交通二、八号线延长线施工九标[石壁车站]土建工程位于广州市番禺区。石壁站主体结构为地下双层岛式车站，车站主体为现浇钢筋砼箱型及箱型框架结构，石壁车站站台长度140m，左右线站台板为整体站台，宽度8m，站台板下设计四道钢筋砼站台墙，外侧两道站台墙每隔1m设置一890×410mm的风口；站台板下中部设计为站台小柱和纵梁支撑站台板。站台墙高2.37m，厚度20cm；站台板厚20cm，挑檐50cm，站台板边缘26cm厚度变为15cm，站台板边缘对称布置250×80mm孔洞。
轨顶风道单侧长度143.67m，终点处和站台板上下对齐，二者重合长度140m。轨顶风道沿车站中心线对称布置。轨顶风道由横向的底板和竖向的竖墙构成，底板和车站侧墙相连，竖向梁和车站中板相连；底板宽度3.6m、厚度15cm，距离中板底面93cm。竖向梁高度1.55m，厚度25cm。轨顶风道底板没隔9.2m设置一组风口，每组由三个100×50cm的风口组成。
站台板和轨顶风道横剖面如图1。
2施工工艺流程
2.1施工分块
为了确保施工质量，且便于开展施工，根据站台板和轨顶风道的结构长度及结构形状来确定分块长度及施工缝的部位。站台板和轨顶风道结构采用分段施工，分段长度约30m，分段时避开结构柱、孔洞、重要受力部位等。垂直施工缝按规范设置在距离支座1/4～1/3跨度范围内。站台板、支撑墙梁与小柱等一次浇筑完成，不留水平施工缝。轨顶风道的底板和竖墙一次浇筑完成，首先浇筑底板及底板下部的墙体，之后浇筑底板以上的墙体，轨顶风道上不留设水平施工缝。
2.2施工顺序
为了做好工序间的衔接，先施工站台板，在施工下段站台板时施工上段相对应段落的轨顶风道，站台板始终比轨顶风道提前一个区段，便于轨顶风道支架架设。左右线站台板一次施工完成，不留纵向施工缝。相同区段左右轨顶风道同时浇筑施工。
2.3施工流程
2.3.1站台板施工流程
站台板下基面清理预埋钢筋调直构造柱、支撑墙钢筋制安构造柱、支撑墙模板安装搭设门式支顶架支顶架检查与加固站台板模板安装站台板钢筋制安检查预埋件及预留孔洞验收浇筑混凝土。
2.3.2轨顶风道施工流程
钢管支架搭设预埋钢筋调直风道底板模板安装风道竖墙及底板钢筋制安风道竖墙模板安装预留孔洞检查验收浇筑混凝土。
3钢筋、模板、混凝土、支架施工方法
3.1钢筋施工
3.1.1第一段站台板钢筋在加工场按设计图纸和配料单加工成型，通过风道口吊入站台层安装绑扎施工。后续施工所需钢筋由盾构口吊入运输小车内，运至已施工完毕的站台板上进行钢筋加工。
3.1.2钢筋与预埋钢筋连接采用焊接，条件受限时也可采用绑扎。焊接和绑扎必须严格按照施工规范和设计要求进行，配筋准确，制安规范合理。钢筋施工完后必须按有关的设计图和规范要求进行验收。
3.1.3绑扎双层钢筋网时，钢筋骨架以梅花状绑扎，并设足够数量的架立筋作骨架，确保钢筋位置准确。钢筋网片成型后不得在其上放置重物。
3.1.4施工分缝处预留钢筋搭接长度严格按施工图纸和相关施工要求进行。
3.1.5预埋钢筋缺失或位置偏离无法校正的，采用植筋补齐。
3.2模板施工
3.2.1站台板及轨顶风道模板采用1830×915×18mm的胶合板。支架选用φ48 mm、壁厚3.5 mm的脚手架钢管；高0.75m、宽1.2m的门式脚手架。木枋选择100×100 mm的方木。施工分块处采用快易收口网。
3.2.2站台板柱子、支撑墙模板支护时，采用方木约束侧向压力。站台板底的混凝土支撑墙采用方木、钢管及对拉拉杆相结合，并布置支顶架及斜撑保证柱子及砼支撑墙的垂直度。竖墙模板安装前将车站底板淤泥清理干净、积水排干，竖墙模板与底板面紧密接触；此外，为防止柱脚砼出现烂根现象，模板安装后用水泥砂浆将模板脚处封闭防止漏浆。
3.2.3轨顶风道底板模板设置按主体结构的中、顶板模板安装的形式进行。吊墙采用方木及对拉螺栓相结合承受新浇筑混凝土的两侧张力。吊墙内侧模板与结构中板结合处预留一个间距2.0m的100×100mm的口，用做插入振动棒的位置，竖墙浇满后再封堵此口。
3.2.4拆模技术措施
⑴拆模遵循后支的先拆，先支的后拆；先拆除非承重部分，后拆除承重部分的原则。
⑵现浇结构混凝土拆模时所需混凝土强度控制标准：梁板均按达到设计混凝土强度标准值得100%控制。
⑶其他楼板在保证混凝土及棱角不因拆模面受损时方可拆除。
3.3混凝土施工
3.3.1站台板混凝土施工技术
3.3.1.1混凝土强度等级C30，采用商品混凝土，搅拌车输送到现场。采用地泵输送混凝土，将输送管连接好，出料口连接至混凝土浇注区段。混凝土灌注入仓，专人捣固。
3.3.1.2备足够量的木板（废模板）铺垫在绑扎好的钢筋上，以利行走和平仓振捣作业，浇筑完后将木板移走。
3.3.1.3站台板竖墙和站台板一次浇注成型，竖墙分层浇注，分层厚度50cm，采用加长型插入式振动棒振捣密实。站台板边线模板顶部标高做为板面砼控制标高，站台板砼采用插入式振动棒赶料初振，平板振动器复振，最后用木模抹平。
3.3.1.4站台板边线顺直，边线侧模向内收2cm，防止站台板边线侵限。风口预埋角钢定位准确并与竖墙钢筋焊接牢固。站台板边缘的方孔定位准确，木模固定牢固且在一条直线上。混凝土浇筑时下料口避开预留孔位置，防止模板受冲击走位；浇注过程中及时校正预留孔位模板，确保预留孔洞位置准确。
3.3.2轨顶风道混凝土施工技术
3.3.2.1由于竖墙上部为结构中板，混凝土浇筑有一定难度，需由结构中板施工时预留φ250的混凝土浇筑口向风道底板及竖墙内灌注混凝土。
预留砼浇注口见图2，振动棒插入口设置见图3。
3.3.2.2轨顶风道浇筑前应对各种机械设备检查正常后才开始施工。
3.3.2.3轨顶风道底板及竖墙浇筑时选派个子矮小身体强壮、动作灵活的工人进入风道内施工，并配备足够的照明设备。
3.3.2.4浇捣轨顶风道底板采用普通插入式振捣器，逐点振捣，振捣点间距50cm左右。振捣时确保不漏振，不过也不少。浇注竖墙时采用加长插入式振捣器由模板安装时预留孔100×100mm@2.0m插入结构内振捣，并辅助人工敲打模板施工来确保竖墙混凝土的质量。
3.3.2.5轨顶风道砼按预留浇筑孔落料，使混凝土能够自然摊平，辅助人工摊平。不得堆积下料用振动棒平仓，以免混凝土分离。
3.3.2.6板面混凝土初凝后，进行压实、抹面、收光，终凝后用湿麻袋覆盖，定时洒水养护。
3.3.3施工缝缝面处理
下一分块施工时，需将分缝处用高压水进行表面冲洗，调直钢筋，在浇注砼前施工缝混凝土表面涂刷水泥浆（垂直施工缝端模采用快易收口永久模板，则不必进行凿除浮浆的工序，但需对收口网进行清理）。
3.4支架施工
3.4.1站台板支架搭设
站台板支架采用1.2×0.75m（宽×高）门式架、φ48 mm、壁厚3.5 mm的脚手架钢管进行支架搭设，搭设形式及间距见图4所示。
由于站台为整体站台，中间设置了四道站台墙，场地受限，所以如图3所示，反梁上设置一列门架；通风道内设置两列钢管支架，间距60cm；挑檐处设置两排钢管架，间距40cm；门架两侧各设置1根钢管，距离门架1m。每列支架纵向间距60cm，支架上背方钢，方钢上设置横向方木，间距40cm，横向方木直接背模板。
3.4.2轨顶风道支架搭设
轨顶风道支架采用钢管脚手架搭设，搭设形式与主体结构中、顶板支架类似，但立杆间距较大，满足风道底板及施工荷载承载力即可。钢管支架纵向间距120cm，模板下背横向方木间距40cm，轨顶风道支架搭设方式及间距见图5所示。
4预埋件及预留孔洞施工
预埋件及预留孔洞位置的准确程度直接影响到车站的使用功能和整体质量。预埋件及预留孔洞位置的精度控制技术贯穿于施工的全过程，预埋件及预留孔洞的施工技术措施如下。
4.1会审与土建施工相关的结构图、建筑图、预埋件预留孔洞专册图等，全面了解各类预留孔洞和预埋件的位置、数量、规格及功能，施工人员必须熟悉孔洞分布情况，防止施工过程中出现错漏。
4.2根据设计尺寸测量放样，并在基础垫层或模板上做明显标记。要求测量部门将每个孔洞及预埋件都使用测量仪器进行放样，加强复核，确保每个孔洞、预埋件的位置与设计图纸相符。
4.3预留孔洞及预埋件应根据放样精确固定在模板上，并采用钢筋固定，确保预留孔洞及预埋位置不发生过大的变形及位移。
4.4在混凝土浇筑过程中，严禁振捣器直接碰撞预留孔模型及各类预埋件。
4.5拆模后立即对预留孔洞及预埋件进行复查，确保其位置准确，否则立即进行必要的修复。
4.6对已成型的孔洞进行围蔽、覆盖，以防机械碰撞、人员坠落。
5施工质量保证措施
5.1模板工程质量保证措施
模板工程质量保证措施，见表1。
表1模板工程质量保证措施
5.2钢筋工程质量保证措施
钢筋工程质量保证措施，见表2。
5.3混凝土浇筑质量保证措施
混凝土浇筑质量保证措施，见表3。
表3混凝土浇筑质量保证措施
第二次压光抹平，可防止表面裂缝。
5.4支架搭设质量保证措施
支架搭设质量保证措施，见表4。
表4支架搭设质量保证措施
6结束语
本文介绍的钢筋、模板、混凝土施工方法及质量保证措施科学全面、实用、符合工程实际，有效解决了站台板、轨顶风道施工难点（材料运输困难、施工干扰大、线形难以控制、预埋件和预留孔洞精确定位困难、薄壁构件施工难度大等），施工质量、施工进度得到了有效保证。
参考文献：
[1] GB50299-1999 《地下铁道工程施工及验收规范》
[2] GB50204-2002 《混凝土结构工程施工质量验收规范》
【关键词】高大模板；支架坍塌原因；预防措施
近年来随着建筑业的高速发展，因高大模板支撑系统失稳的问题导致坍塌事故频繁发生。使企业面临的安全管理形式日趋复杂，施工企业应提高对高大模板工程的规划及设计，采取切实有效的措施，确保高大模板支撑系统稳定，杜绝因高大模板支撑体系失稳而导致坍塌事故的发生。高大模板支撑系统的稳定性，不但对建筑物的建设成功与否至关重要，而且与人民群众的生命和财产安全息息相关。
1、高大模板支撑系统坍塌的原因
目前高大模板支撑系统坍塌的原因总结起来，主要是在三个方面存在问题：安全方案设计、安全管理和安全监控。
（1）安全方案设计缺陷的原因
1）在对施工方案进行制定的过程中，施工单位一定要根据相关的规则制度的要求进行处理。明确在模板支撑体系设计的过程中，荷载计算和结构构造的要求从而保障工程质量，提高高大模板支撑系统的安全性。但是在实际工程施工过程中大多数施工单位在对其工程进行施工方案设计时，只考虑自身的施工进度和经济效益进行， 没有完全按照相关的施工标准和制度规范进行施工，这就使得在该工程施工项目中，其施工质量得不到很好的保障，导致高大模板系统中存在着较大的安全隐患。2）施工方案的技术人员没有对施工现场进行调查和勘察，对高支模区域的水土地质情况不熟悉，对施工区域的危险源估计不到位，没有针对构造体系选择合适的支撑系统，导致支撑体系本身就没可靠性而言。3）高大模板支撑系统安全施工方案文本格式编写有误，不符合《建设工程高大模板支撑系统施工安全监督管理导则》及《危险性较大的分部分项工程安全管理办法》文件的要求。
（2）安全管理的原因
1）施工企业凭自身“经验”搭设支撑系统，不按规定在施工前编制模板支撑系统安全施工方案，待安全施工方案批准后，很难按批准的安全施工方案做出整改，留下系统坍塌的安全隐患。2）在模板支架的搭设建筑施工中，选用的钢管、扣件材料质量不符合安全规范要求。3）不按安全专项施工方案进行施工4）施工现场安全管理不到位①施工人员无资格证，盲目操作施工。②施工现场未安排专职安全管理人员。③工程技术负责人和操作人员未进行有效的交底工作，杜绝直接口头交底的方式；搭设过程中任由操作人员随意搭设，没有做到分阶段组织检查验收，在整个系统未进行有效的验收情况下，就投入使用。
（3）安全监控不到位
安全监控措施未按要求设置监控点，绘制监控点布置图，安全监控措施必须明确责任人，明确监测使用的仪器；规定监控记录内容和达到预警值、报警值时的处理办法，出现问题后及时解决。
2、预防坍塌事故的措施
（1）严格规范方案编制 施工单位相关应参照国家相关标准规范，由项目技术负责人组织相关专业技术人员，结合实际情况，编制高大模板支撑系统的专项施工方案。做到先设计后施工。模板设计包括支撑系统稳定计算、支模架的地面的承受强度强度计算，使整个系统具备足够的强度、刚度和稳定性，并考虑现场各种不利因素在内。模板施工技术方案，须包括模板制作、安装、拆卸的安全措施。
（2）加强方案审核论证及实施 操作人员应严格按照模板设计技术方案进行实施，不能随意更改。如果施工中出现问题，必须经过模板设计人员同意或者上一级技术主管批准后方可进行修改。模板工程在使用过程中，处于恶劣天气的情况下，及时进行检查，发现变形超过安全范围，必须停止使用，经检查修复后才能重新使用。
（3）提高验收质量
1）对进场的钢管、扣件等材料的产品合格证、生产许可证、检测报告进行复核，并对其表面观感、重量等物理指标进行抽查，并留存记录和影像资料。对承重杆件的外观抽检数量控制在搭设用量的100%，未发现严重质量不符合标准的情况。钢管、扣件均见证取样送检测机构进行检验，检测报告合格后项目负责人在材料报验单上签字认可。2）高大模板支撑系统应在搭设完成后，由项目负责人组织验收。验收合格后，需经施工单位项目技术负责人及总监理工程师签字，才能进入下一步的施工工作。
（4）搭设管理措施
1）方案实施前，单位技术负责人应该对现场管理人员、作业人员进行安全技术交底，并签字确认，使作业人员知道怎样规范操作；作业人员必须考取得特种作业操作资格证书，持证上岗，工作中配戴相应的劳动防护用品，保证施工安全。2）建筑物地基承载力、沉降等应能满足高大模板支撑系统方案设计要求，按规定在模板支撑立柱底部采用具有满足系统要求的垫板。如遇回填土、松软土，应根据设计要求进行平整、夯实，并采取防水、排水等措施。3）高大模板工程搭设的构造要求应按照规范设置扫地杆、纵横向支撑及水平垂直剪刀撑，并与主体结构的墙、柱牢固拉接。4）高大模板支撑系统是独立的系统，严禁与升降机、塔吊等起重设备及其附着设施相连接；严禁与施工脚手架、物料周转料平台等架体相连接；其高度与宽度相比大于两倍的独立支撑系统，应加设保证整体稳定的构造措施。
（5）系统使用与检查措施
1）支撑系统总荷载严禁超过系统设计荷载要求。模板支撑系统在施工过程中，不能任意拆除任何杆件和扣件，立柱底部不得松动悬空。2）施工过程中检查项目：①垫木的刚度和强度；②地面基础的回填土；③底座安装位置和顶托螺杆伸出长度；④水平拉杆和剪刀撑的设置牢固度；⑤立柱的垂直高度和规格尺寸；⑥安全网和各种安全防护设施。
（6）高大模板支撑系统拆除的管理措施
1）支撑系统拆除前、项目技术负责人需核查混凝土同条件试块强度，强度达100%才能履行拆模审批签字手续。拆除过程中相关安全人员必须全程监视，发现隐患要及时汇报解决。2）支撑系统的拆除严格按照方案执行，由上而下逐层进行，严禁上下层同时进行拆除作业，分段拆除的高度必须控制在两层以内。附柱网连接必须随支撑架逐层拆除，严禁先拆附柱连接或者数层后再拆支模架3）高大模板支撑系统拆除过程中，严禁非施工人员进入作业范围，现场施工地面应设置围栏和警戒标志，并派专人负责看守。
3、结语
随着城市现代化的需求不断扩大，大规模的高层建筑会越来越大多的被应用在城市建设中，而在高层建筑施工中常常采用的高大模板可以极大的加快建筑工程的施工进程，提高工程质量。为此，必须要做好高大模板的支撑系统的架设与维护，采取一些列有效措施来杜绝可能导致高大模板支撑系统坍塌的所有安全隐患，加强现场施工管理，对施工人员进行专业技术和安全意识的培训，使其明确支撑系统的安全重要性， 以促使操作人员在施工中能够更加认真负责， 保证高大模板支撑系统的稳定与安全。
参考文献
[1]田辉.高大模板支架坍塌事故原因分析与对策探讨[J].建筑，2009（14）
【关键词】 非利息收入； 农村商业银行绩效； 广义矩估计方法
【中图分类号】 F830 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2017）14-0088-05
一、引言
非利息收入是商业银行营业收入的一部分，与存贷业务不同，它不以利差作为盈利来源。在商业银行的业务层面，非利息收入主要涉及存贷款账户的人工服务费用以及代客理财、债券承销等获得的佣金收入。根据普华永道的银行业快讯，中国商业银行依然面临四大压力：不良贷款加速暴露、存贷利差持续缩小、资本充足率下调、盈利增速下滑，在传统利差收入增长有限的情况下，商业银行整体利润仍能保持稳定，主要是来自于非利息收入快速增长的贡献。
受存贷利差持续收窄的影响，提高非利息收入比重已基本成为银行业界的某种共识。但是，从文献研究的视角看，关于非利息收入与银行绩效间的关系，国内学者并没有形成一致认识，大致可以划分为两种观点。第一种观点认为，非利息收入的来源以较为稳定的佣金收入为主，不像传统的存贷业务会跟随利率或经济周期波动而波动，因此，不但可以扩展银行的营收渠道，还可以为银行输入抗周期的稳定利润。越来越多的实证研究也证实了这种观点，如刘孟飞等[ 1 ]以中国19家主要商业银行的面板数据为研究样本，并以赫芬达尔指数作为银行多元化程度的变量，实证检验证实了银行多元化可以显著降低银行风险；同样的，陈一洪[ 2 ]也在后来的实证研究中，证实了城市商业银行非利息收入比重、银行绩效间存在着正向的线性关系。第二种观点认为，与存贷款业务相比，非利息收入作为一种费用型收入，其转换成本和信息成本低，因此过度收取费用容易引致客户流失。另外，虽然非利息业务一般不涉及银行的自有资金，但是业务开展必然会增加银行的固定支出，比如在人力和设备上的投入，因此会增加银行杠杆，从而加剧银行绩效的波动[ 3 ]。近年来，有部分实证研究也支持了这种观点，如周晔和郑军丽[ 4 ]以中国53家商业银行的面板数据进行检验，结果表明，银行资产规模和银行非利息业务带来的风险息息相关，即小规模的商业银行在开展非利息业务时，往往会带来更高的风险，损害银行绩效。另外，国内也有一些学者在实证研究的基础上，提出了另一种观点，即非利息收入与银行绩效之间并不存在显著的关系，如陈文哲[ 5 ]以中国97家商业银行为研究对象，实证研究了银行经营活动对银行绩效、风险的影响，研究发现非利息业务的开展并未起到提升利润、分散风险的效果，并进一步将原因归结为我国商业银行高度依赖息差收入、开展非利息业务收入的动机较弱。
通过梳理国外文献，在非利息收入、银行绩效间关系这一课题上，国外学者的研究开展较早，但同样也大致分为两种观点。一种观点认为，非利息收入可以显著提高银行经营绩效，例如DeYoung和Torna[ 6 ]以美国银行业为研究对象，通过建立多期Logit模型，实证检验了银行非利息收入与银行系统性风险之间的关系，研究表明，在剔除金融危机期间的样本后，与资本市场有关的服务佣金收入可以显著降低银行风险，改善银行经营绩效。另一种观点认为，非利息收入不能有效提高银行经营绩效，比如Lepetit等[ 7 ]以欧洲地区的商业银行为研究对象，通过构建面板数据模型，计量结果表明，银行的非利息业务比利息业务存在更高的风险，并不能起到有效改善银行绩效的作用。目前，国外学者针对消极的实证结果，主要提出了两种假说：一是监督技术假说，即认为银行业务的多元化会削弱监管当局的监管力度，增加银行风险；二是道德风险假说，即认为在存款保险的保障下，银行会倾向于利用存款资金开展高风险的非利息业务，放大银行风险。
本文以35家中国农村商业银行2010―2015年的非平衡面板数据为研究样本，通过建立动态面板数据模型，实证研究了非利息收入与农村商业银行绩效间的关系。比较国内外现有文献，本文可能的贡献有：第一，与多数文献x择上市银行或城市商业银行为研究对象不同，本文以农村商业银行为研究对象，进一步丰富了该领域的研究范畴；第二，本文在分析非利息收入整体对银行绩效影响的基础上，按照银行年报披露的口径，将非利息收入进行拆分，并检验了各细分项对银行绩效的影响；第三，在非平衡面板数据模型的参数估计上，本文不仅运用了广义矩估计方法，同时为保证结果稳健，还采用了广义最小二乘方法（GLS）进行估计。
二、样本选择与数据来源
本文选择了共计35家中国农村商业银行为研究样本，涵盖北京、天津、辽宁、浙江、江苏、广东、山东等东部区域的农村商业银行19家，江西、安徽、湖北等中部区域的农村商业银行8家，四川、重庆、宁夏、贵州等西部区域的农村商业银行8家。样本的选择也基本符合中国农村商业银行的省域分布特点。
本文以各家农村商业银行披露的年度报告为数据原始来源，年度报告来自于各家农村商业银行的官网，研究样本选定的观测期为2010―2015年，对于部分缺失数据，本文从万德数据库以及BVD财经数据库补全，并对以上来源的数据进行了校对，以确保数据的真实完整。另外，本文使用的GDP和M2数据均来源于国家统计局。
三、研究设计
（一）变量说明
1.银行绩效的变量
关于银行绩效变量的选择，本文采用资产收益率（ROA），原因是该指标在财务上可以反映银行运用资产创造利润的能力，即该指标愈高，表明银行绩效愈好。
2.银行绩效稳定性的变量
Z指数是银行业研究中常用的方法之一，其数值来源于在中心极限定理下对破产概率模型的推导，可以运用该指数作为银行绩效稳定性的变量。Z指数的推导如下：
根据Z指数的定义可知，用Z指数来衡量银行绩效的稳定性水平时，Z指数越大表明银行绩效的稳定性越好，反之则越差。
3.非利息收入及其细分业务的变量
根据银行年报披露的口径，一般可以将非利息收入划分为手续费佣金收入、投资收益、汇兑及公允价值损益四个部分，但是，汇兑及公允价值损益一般与银行自身的经营无关，而主要受汇率等宏观因素的影响，因此，本文仅考虑手续费及佣金收入和投资收益对银行绩效的影响，采用手续费及佣金收入占营业收入的比重作为细分业务之一的变量，采用投资收益占营业收入的比重作为细分业务之二的变量。同时，采用非利息收入占营业收入的比重作为非利息收入整体的变量。
4.控制变量
参考Lepetit等[ 7 ]以及白云涛等[ 8 ]的研究，本文在银行层面和宏观层面分别设置了相应的控制变量。银行层面的控制变量包括：贷款总额占银行资产总额的相对比重、存款总额占银行资产总额的相对比重、银行所有者权益占银行资产总额的相对比重、银行总资产规模增速、银行不良贷款率。宏观层面的控制变量包括：当年广义货币供应量M2占GDP总量的相对比重。具体的变量设定见表1。
（二）模型设定
首先，考虑到非利息收入与其细分业务之间可能存在的多重共线性问题，本文将非利息收入占比、手续费及佣金收入占比、投资收益占比拆分为两部分进行回归。其次，考虑到模型可能存在的内生性问题，本文将被解释变量的滞后项作为工具变量，以期解决内生性问题带来的估计有偏，因此设定动态面板数据模型如下：
（三）估计方法
在估计动态面板数据模型上，目前，广义矩估计方法应用较为广泛[ 9 ]，主要得益于以下两点：第一，广义矩估计方法在存在单位根的情况下仍然有效；第二，广义矩估计方法可以将滞后项作为工具变量来克服被解释变量与控制变量间的内生性问题[ 10 ]。同时，本文采用广义最小二乘方法对模型（1）、（2）、（3）、（4）进行了稳健性检验，以确保实证结果的真实可靠。
四、计量结果与分析
（一）描述性统计分析
表2是相关变量的描述性统计结果。从总资产收益率（ROA）指标看，农村商业银行的均值为0.0096，标准差为0.004，最小值为0.0009，最大值为0.0288，表明不同农村商业银行之间的盈利能力差异较大。从反映银行绩效稳定性水平的Z指数（Z-score）来看，不同农村商业银行之间的差别仍然较大，绩效稳定性水平最高的可达到176.5614，最低的仅为11.0094。从收入结构指标来看，农村商业银行的非利息收入占比（NII）整体偏低，均值仅为0.1420。从非利息收入的细分业务来看，手续费及佣金收入占比（COM）和投资收益占比（TRAD）同样偏低，均值仅为0.0522和0.0719，且不同银行之间的差异较大，标准差分别达到0.0513、0.1138。从银行的结构特征指标来看，不同农村商业银行之间的差别仍然较大，其中：贷款总额占银行资产总额相对比重（LOAN）的均值为0.4524，标准差为0.0935；存款总额占银行资产总额相对比重（DEP）的均值为0.7772，标准差为0.1078；所有者权益占银行资产总额相对比重（EA）的均值为0.0649，标准差为0.0201；不良贷款率（NPL）的均值为1.2324%，标准差为1.3626。
（二）实证结果与分析
1.手续费及佣金收入、投资收益对农村商业银行绩效的影响
表3的模型（3）部分给出了手续费及佣金收入占比（COM）、投资收益占比（TRAD）对银行绩效（ROA）影响的实证结果。从模型（3）的实证结果可以看出，农村商业银行绩效（ROA）一阶滞后项的系数显著为负，说明当期的农村商业银行绩效（ROA）与前一期显著负相关，也证明了动态面板数据模型运用的合理性。从实证结果来看，手续费及佣金收入占比（COM）对农村商业银行绩效（ROA）的影响在5%的显著性水平下为正，表明手续费及佣金收入可以有效提高农村商业银行绩效。投资收益占比（TRAD）对农村商业银行绩效的影响并不显著。
哪P停3）的回归结果可以看到，手续费及佣金收入占比的提高会显著改善农村商业银行的经营绩效，其作用机制可能为：手续费及佣金收入以固定费用收入为基础，不随经济周期变动，且拓宽了银行的收入来源，可以为银行提供稳定的多元化收益，改善银行绩效。这样的实证结果也与其他文献的研究结果保持一致。而投资收益对农村商业银行经营绩效的改善作用并不明显，甚至会出现不显著的负向影响，这样的实证结果与姚文韵[ 11 ]的研究结果类似，即影响方向一致，但显著性水平略有差异。
2.手续费及佣金收入、投资收益对农村商业银行绩效稳定性水平的影响
表3的模型（4）部分给出了手续费及佣金收入占比（COM）、投资收益占比（TRAD）对银行绩效稳定性水平（Z-score）影响的实证结果。从模型（4）的实证结果可以看出，农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）一阶滞后项的系数显著为正，说明当期的农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）与前一期显著正相关，也证明了动态面板数据模型运用的合理性。从实证结果来看，手续费及佣金收入占比（COM）对农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）的影响在1%的显著性水平下为正，表明手续费及佣金收入占比的提高会显著提升农村商业银行的绩效稳定性水平。投资收益占比（TRAD）对农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）的影响在1%的显著性水平下为负，表明投资收益占比的提高会显著降低农村商业银行的绩效稳定性水平。
从模型（3）的回归结果可以看到，手续费及佣金收入占比的提高会显著改善农村商业银行的绩效稳定性水平，这与上一小节所述的作用机制基本一致，即手续费及佣金收入一般以固定收费为主，且不涉及银行自有资金，可以为银行贡献稳定的利润。而投资收益占比的提高会显著降低农村商业银行的绩效稳定性水平，这可能与国外学者提出的道德风险假说类似，即农村商业银行在某些约束条件下可能更愿意从事高风险的投资业务，从而加剧了银行绩效水平的波动。
3.非利息收入整体对农村商业银行绩效及其稳定性水平的影响
以上分析了非利息收入细分业务（手续费及佣金收入、投资收益）对农村商业银行绩效及其稳定性水平的影响，接下来分析非利息收入整体对银行绩效及其稳定性水平的影响。
表4的模型（1）给出了非利息收入整体（NII）对银行绩效（ROA）影响的实证结果。从模型（1）的实证结果可以看出，农村商业银行绩效（ROA）一阶滞后项的系数显著为正，说明当期的农村商业银行绩效（ROA）与前一期显著正相关，也证明了动态面板数据模型运用的合理性。从实证结果来看，非利息收入整体对银行绩效的影响并不显著，原因可能是来自非利息收入细分业务间正负效应的相互抵销。
表4的模型（2）给出了非利息收入整体（NII）对银行绩效稳定性水平（Z-score）影响的实证结果。从模型（2）的实证结果可以看出，农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）一阶滞后项的系数显著为正，这说明当期的农村商业银行绩效稳定性水平（Z-score）与前一期显著正相关，也证明了动态面板数据模型运用的合理性。从实证结果来看，非利息收入整体对银行绩效稳定性水平的影响并不显著，原因可能是来自非利息收入细分业务间正负效应的相互抵销，这样的推测也可以从非利息收入细分业务的实证结果中得到佐证。
五、稳健性检验
为了保证广义矩估计方法下实证结果的稳健可靠，本文参考Dong等[ 9 ]的做法，同时采用广义最小二乘方法对动态面板数据模型进行稳健性检验，检验结果表明：除在模型参数大小和显著性水平上略有差异外，其他主要结论与广义矩估计方法下的结论基本保持一致，也验证了本文实证结果的有效性和可靠性。详细的稳健性检验结果见表5。
六、结论
本文选取2010―2015年35家中农村商业银行的年度数据，运用广义矩估计方法对面板数据模型进行了参数估计，实证检验了中国农村商业银行非利息收入对银行绩效（包括绩效稳定性水平）的影响，并进一步考察了非利息收入细分业务对银行绩效的影响，主要研究结论如下：从非利息收入的细分业务上看，手续费及佣金收入能显著提高农村商业银行绩效，且对银行绩效的稳定性水平有显著的正向影响；而投资收益对银行绩效有不显著的负向影响，且对银行绩效的稳定性水平有显著的负向影响，这可能与国外学者提出的道德风险假说类似，即农村商业银行可能会在某些约束条件下更愿意从事高风险业务，从而加剧了银行绩效水平的波动；从整体上看，农村商业银行非利息收入对银行绩效及其稳定性的影响并不显著，原因可能来自于非利息收入细分业务之间正负效应的相互抵销。
【参考文献】
[1] 刘孟飞，张晓岚，张超.我国商业银行业务多元化、经营绩效与风险相关性研究[J].国际金融研究，2012（8）：59-69.
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[8] 白云涛，董文，邰越越.中国城市商业银行收入结构多元化与银行风险[J].金融与经济，2016（3）：41-46，63.
[9] DONG Y， MENG C， FIRTH M， et al. Ownership structure and risk-taking： comparative evidence from private and state-controlled banks in China[J].International Review of Financial Analysis，2014，36：120-130.
关键词：高层建筑；模板；铝合金；安装；经济效益
1 铝合金模板的发展现状
建筑模板是混凝土结构建筑工程中的重要工具，是由一系列工作组成的，包括配板的设计、模板与支撑系统、模板的安装与拆除、模板的维修与保管、模板的运输等。国外发达国家、尤其是欧美等国家，目前已经达到了相当高的水准。进入21世纪，我国建筑模板发展的趋势越来越趋向铝模板的应用。
2 铝合金模板简介
2.1 铝合金模板原理
铝合金模板体系是建筑工程施工图，经定型化设计及工业化加工定制完成所需的标准尺寸模板构件及与实际工程配套使用的非标准构件组成。
铝合金模板体系组成如下：模板系统：构成混凝土结构施工所需的封闭面，保证混凝土浇灌时建筑结构成型；附件系统：为模板的连接构件，使单件模板连接成系统，组成整体；
支撑系统：在混凝土结构施工过程中起支撑作用，保证楼面，梁底及悬挑结构的支撑稳固；
紧固系统：是保证模板成型的结构宽度尺寸，在浇注混凝土过程中不产生变形，模板不出现涨模、爆模现象。
铝合金模板工艺介绍：根据建筑图深化设计铝模拼装图业主/设计院审查批准铝模生产制作铝模厂内试拼装业主/设计院/监理厂内预验收及调整系统编号及拆装打包运抵地盘场地移交（复线、验标高）现场拼装及验收
2.2 铝合金模板特点
施工方便、拼装精度高、低摊销成本及高回收价值、快速，一次性的建造程序及成熟的早拆技术、提高生产率及减低劳工成本、适用于任何简单及特别的建筑设计、文明施工程度高。
2.3铝合金模板与其他模板的技术经济比较
3 工程应用实例
3.1 工程概况
某超高层（地上44层）建筑施工中，标准层应用铝合金模板，标准层高度为3米，项目由二层墙柱、三层梁板开始应用铝合金模板系统进行主体钢筋混凝土结构施工。
3.2 模板方案的选择
经过细致的考察，总结同行的先进经验，本项目决定在该项目使用铝合金模板体系来进行主体钢筋混凝土结构的施工。
3.3铝合金模板的优化设计：将长度为50、100、200mm的门剁与混凝土结构一起进行施工，一次成型；认真核对门窗设计图纸，在进行混凝土结构施工时，将门上过梁一起进行施工，一次成型；水电班组精确定位剪力墙内的线盒或电箱等位置，在进行混凝土结构施工时进行预埋，保证一次成型，减少后期打凿、收口影响；水电班组在进行落水管洞的预埋时，去掉以前用铁丝加钉子的传统固定方法，避免楼板渗水隐患。
3.4铝合金模板施工
3.4.1铝合金模板安装前准备
根据控制线弹出剪力墙边线及200mm外侧控制线，方便模板的定位及校正。
控制好本层的水平标高，保证楼层标高在规定的范围之内，如高差超出规范范围，应及时反映并进行处理。模板的找平，应保证模板的底部高度一致，墙体标高高差应控制在±5mm范围内。在墙身的两端及转角处，用Ф8钢筋定位，中间每隔1～2m也应焊接一个定位筋。
3.4.2铝合金模板安装工艺流程
测量放线墙柱钢筋绑扎预留预埋隐蔽工程验收墙柱铝合金模板安装梁板铝合金模板安装铝合金模板校正加固梁板钢筋绑扎预留预埋隐蔽工程收混凝土浇筑并养护铝合金模板拆除铝合金模板倒运，进入下一楼层铝合金模板的安装流程。
3.4.3梁、板铝合金模板安装
安装梁模板及校正，安装时在地面拼接完毕后，整体安装，两边通过转角模固定在墙模板上。安装时先安装底模板，后安装侧模板。楼面龙骨的安装，在所有墙身模板调整完毕后，开始安装楼面龙骨，安装时同样在底端拼装完毕后，整体安装。安装楼面板及调平，楼面模板的安装沿墙边平行逐件安装，先用销子临时固定，最后再统一打紧销子。防止漏浆，底部用石膏堵缝堵缝，空隙较大处用方木填堵，方木应贴在铝合金模板的下端，平直放置，保证层间墙体的平滑过度。铝合金模板安装完毕后，需对模板进行一次完整的检查并安装水平拉杆及剪刀撑。
3.4.4铝合金模板的拆除
因为采用了早拆的设计，水平构件模板在36小时后便可拆除。模板在安装的时候设有便于移动的多级操作的平台，确保模板安装、拆卸时作业人员施工的安全。
模板的拆除顺序按模板的设计来，遵循“先支后拆、后支先拆”，先拆除非承重模板、后拆除承重模板的原则。
4、铝合金模板实际使用效果
铝合金模板的使用能较大的提高混凝土结构的成型质量，减少安全文明施工的投入，对墙柱平整度、垂直度、结构尺寸、天花平整度、楼板厚度等都有很大的提高。
5铝合金模板经济效益分析
以一栋单层建筑面积900平米的30层标准层的高层作为计算载体。总建筑面积27000平米，混凝土接触面积比按3.2计算，所需模板数量为86400平米。
整体式铝合金模板可采用租赁或购买的方式，根据厂家提供理论数据，可最多重复使用300次，如结构造型发生变化，则需要返厂重新加工，每次按30%的返厂率计算，返厂部分需另外增加700元/㎡的加工费。
