数据转移（共8篇）
数据转移 篇1
1 用VFP自带的导入导出工具进行数据转移
导入导出数据是指利用VFP的内部转换机制由一个静态文件生成一个指定的新文件的过程。可以被转换的文件类型主要有:Excel文件、Paradox数据库文件、Lotus电子表格中的数据以及其他形式的文本文件。导入数据是指将一个外部文本转换成一个新的DBF文件。导出数据是指将一个打开的VFP数据表 (DBF) 文件转换成一个其他形式的外部文件, 同时还可以使用范围或条件子句对被复制的数据进行过滤。
1.1 用手动方式进行数据的导入和导出
用“导入/导出数据”对话框。你可以从VFP主菜单中选择“文件/导入 (导出) …”打开“导入/导出”对话框, 在该对话框中的“来源”框中输入或导出的表名, 在“类型”中指定要导入或导出数据的类型, 在“到”框中输入导入和导出的路径和文件名, 然后按“确定”即可。
1.2 用命令方式导入和导出数据
例如:导入数据:将f盘上的一个stu.xls文件转换成studet数据库下的CBA.DBF表, 可用如下命令完成:
import from f:stu.xls Database student Name cba Type xls
导出数据:将当前cba数据库下的文件转换成.Xls文件
use cba
copy to abc for fieldl=“aaaaa”type xls
上述代码将CBA.DBF文件中满足条件“fieldl=“aaaaa””的记录转换为Excel文件abc.xls。
1.3 用SET ALTERNATE TO写入ASCⅡ文件
用该命令可以把屏幕上的内容导出, 导向一个文件, 下面例子可以将系统状态输入到status.txt文件中:
SET ALTERNATE TO status.txt
SET ALTERNATE ON
SET CONSOLE OFF
“系统状态”+DTOC (DATE () ) +“@”+TIME ()
LIST STATUS
SET ALTERNATE OFF
SET CONSOLE ON
1.4 用SET PRINTER TO命令
用该命令可把打印输出到文本文件中:
SET PRINTER TO hello.txt
SET PRINT ON
CHR (27) +“广大计算机爱好者”
“你们好!”
“祝你们新年快乐”
SET PRINT OFF
2 用远程视图的方法进行数据转移和访问
远程视图以视图的方式通过O D B C与外部数据源建立连接, 从而达到访问或更新外部数据源的目的。它是客户/服务器体系结构中经常运用的一种访问外部数据源的方法。在VFP中建立远程视图的方式主要有两种:采用VFP中的视图向导和程序方式。在vfp环境下利用试图向导建立视图的方法比较简单, 我们谈谈用程序方式建立视图。
在使用程序方式时, 一般需要两个步骤: (1) 通过ODBC与外部数据源建立一个命名连接; (2) 定义视图。
建立一个远程视图后, 用户就可以像调用一个自由表一样来使用它。
2.1 在使用远程视图的过程中, 应当注意以下几个问题
(1) 远程视图只能对后台数据库进行查询、插入、更新和删除等操作, 不能进行数据定义。它的事务处理只限于对本地数据库的操作, 而无权管理后台数据库。
(2) 尽量不要使用远程视图对后台数据库进行多表插入的操作, 以免产生非法NULL值或引起数据不一致。
(3) 尽量使用SQL语句完成对后台数据库的操作, 以免在执行时产生二义性。
3 使用SPT技术进行远程访问
SPT的全称为sql pass through, 它是和远程视图构成了vfp处理远程数据的两个很好的工具。和远程视图比较, 它的主要好处在于灵活, 可以直接连接远程数据库, 并在服务器上执行代码。当然它也可以和远程视图一样, 通过一个光标cursor来更新远程数据, 缺点主要是非图形化, 代码量大。实际上远程视图是SPT的一个子集。
下面给出一个应用实例来说明这些函数的使用及其参数的设定。
3.1 建立连接, 或者连接句柄
如连接服务器为aa, 用户名为bb, 密码为cc, 数据库为dd。
3.2 如何向服务器取数据
在第一步建立和服务器数据库的连接, 并取得连接句柄nhandle后。
3.3 如何向服务器取数据
如向服务器表employees查询性别为男的人员。
在第一步建立和服务器数据库的连接, 并取得连接句柄nhandle后。
4 结语
数据转换也是建立企业数据仓库必不可少的工具, 是数据仓库解决方案的数据提取工具, 可以对将要进入数据仓库的数据进行提取、转换、净化等处理。
参考文献
[1]高荣芳, 张晓滨, 赵安科.数据库原理[M].西安电子科技大学出版社, 2008, 3.
[2]胡晓燕.visual foxpro6.0数据库原理与应用[M].西安电子科技大学出版社, 2007, 7.
数据转移 篇2
在手边上没有第三方工具的情况下，小张决定做下活动目录的授权还原，来恢复bnsen这个账户。
授权还原:
1.需要有好的系统状态备份
2.使用授权还原，主要是增大USN值来防止被还原的服务器遭到复写。
此次测试主要是让自己更好的理解授权还原。
环境描述：
我在DC1上建立一个bnsen的用户，对系统状态做一个备份，然后将bnsen这个账户给删除掉，然后通过授权还原来还原bnsen这个用户，并保证其不会被另外一个DC2给覆盖掉。所以我先把USN号给自己看看：
因为使用授权还原，主要是增大某个DC的USN值，这样它就不会被其他的DC给覆盖。DC与DC之间的相互复制，取决于各自的USN值。
首先，我们要进入域还原模式。
授权还原的过程：
1.使用备份文件进行非授权还原（其实就是普通还原，不明白微软为什么讲啥非授权还原，当时还真没有理解过来呢，不过现在，好些啊。）
2.使用ntdsutil工具进行授权还原相关内容
具体如何使用还原的部分，在此我就不多说了，操作相当的简单。如下图，我已经对之前的活动目录数据库进行恢复的工作了。
询问是否需要重新启动计算机，在此不要重启哟
在此主要是讲一下如何使用ntdsutil工具进行授权还原的部分
哈哈，问我是不是要执行这个授权还原。费话，当然了，不然我做这么多的动作干嘛。
OK，还原成功了。并且增加了属性版本号100000
重新启动之后，我们就能看到bnsen这个账户已经被还原了。
备注：在使用中发现，如果我们的账户中含有中文姓名的，可以还原后无法显示，所以我们最好使用英文来命名用户账户，
当然，在授权还原无法继续的情况下，我们可以使用第三方工具来实现。
3.5活动目录数据库维护
在我们的工作中，大部分时间都需要对活动目录进行更改。那么这中间，我们应如何来维护我们的活动目录呢？就目前网络管理员、系统管理员的工作情况来看，我个人觉得活动目录的维护分为：
1.备份活动目录
2.恢复活动目录
3.移动活动目录数据库到新的位置
4.整理活动目录数据库
活动目录的备份与恢复我们在前一节已经讲过了，以下，主要是讲解，如何来对活动目录数据库进行移动及整理，同时也通过本节，我们可以更加了解如何使用ntdsutil来实现相关的操作。
首先，还是先介绍一下应用场景吧！
Xxx公司的主域DC1由于使用时间过长，出现了C盘空间紧缺。为了可以让主域DC1可以正常的工作，网络管理员决定将目前的活动目录数据库的位置进行更换，并加上一个空间更大的硬盘。
A、进行活动目录域还原模式
B、使用NTDSUTIL对活动目录数据库进行位置更改。
C、活动目录的数据库整理
看看相关的DS信息，可以了解到目前数据库所在的目录空间大小。
开始将活动目录DB数据库转移到E盘。
结果完成之后，我们可以看到目前数据库已经被移到E盘了
如果你也希望移动活动目录日志的话，我们需要：
当然，如果你的数据库太多没有整理，我个人也比较的推荐你对数据库进行压缩。
输入compact to 具体的文件夹
数据转移 篇3
英国女王伊丽莎白在大不列颠和爱尔兰分离100年后终于踏上了这块仍旧对她存在着很多异议的土地。自从爱尔兰从大不列颠独立出来后，尽管两国65%的国民间都有着血缘上的关系，英国女王却在近100年内没有再踏上过这块曾经的殖民地。
当然，我来爱尔兰并不是为了见证这一历史时刻，而是因为从今年开始，电信管理论坛（TMF）选择将都柏林作为未来连续两年的会址。
随着交流技术（CT）与信息技术（IT）的融合，TMF很早的时候就在这方面进行探讨，并产生出如今世界范围内被广为接受的框架标准。因此，作为电信行业四大协会中唯一与IT结缘的国际级协会,TMF对整个信息交流技术（ICT）行业的发展起着重要的作用。
去年，中国移动刘爱力副总裁在TMF法国年会上作了主题发言，由此成为中国电信行业历年参与TMF年会的最高级领导。
今年，Facebook的合伙人作为TMF爱尔兰年会最受瞩目的主旨发言人，吸引了几乎所有参会者的注意，并展现出IT行业的成功经验正在更广泛地影响电信行业向ICT转型的现状。
转型（Transformation）是今年TMF年会的主题，这涉及商业模式转型、IT和系统基础设施转型、用户体验转型、企业职工和文化转型、业务流程转型等重要方面。
用TMF现任CEO Keith Wellitte的话说，就是“今天电信公司的核心竞争意味着人们需要在任意的地点间的通信交流都极为简单和方便，而这些交流是不需要‘说话’的”。
这也就意味着，以语音通信为核心业务的传统电信时代正逐渐向以内容和应用为主的数据业务时代转移。
在转移的过程中，出现了大规模的无线通信业务和互联网业务的高度融合，并依靠云技术应用带来广泛而廉价的数据应用部署及海量数据分布，这都使得无线通信业务以几何级数速度快速发展。
与有线互联网不同的是，无线互联网涉及的范围和特点在频率资源，所能够提供的带宽，移动终端的信息显示屏幕，用户在使用过程中信息的精准性、及时性等方面有着不同的要求。
例如，用户通信地址簿已成为最被看重的用户资源，从电脑、网站到终端嵌入，运营商都在进行着全方位的争夺。
每个人都可以回想一下，我们拥有了多少手机号码、聊天账户号码、社区号码、邮件地址、IP电话号码？
这些号码意味着我们陷入了电信运营商和互联网竞争的汪洋大海中。而未来2-3年内电信行业的重要看点则是，电信运营商能否成功转型？互联网公司能否成功登顶，抢占电信运营商的话音业务市场？
当然，作为最大受益者的用户一定会高兴看到这个竞争的到来，但目前还不能高兴得太早，因为政府在这即将到来的竞争中扮演什么样的角色，还不确定。
忙里偷闲中，我打了场纯粹的Links风格的海边高尔夫球。在这个有100多年历史的球场上，曾出现过很多著名的爱尔兰球手的身影。
尽管一天下来精疲力竭，但我也深刻体会到只有这样自己背球包、判断距离、选杆，而且完全步行，才能练出像麦克罗伊（有望接替世界著名高尔夫球手“老虎”伍兹成为今年大满贯冠军的爱尔兰青年球手）那样的选手，同时也才能反映出高尔夫球运动的平民本质。
这不禁让我想到了国内靠高度垄断保证超额利润的电信业务。我认为，只有像爱尔兰高尔夫球运动一样大幅度降低价格（一场球的全部费用仅28欧元），我国电信行业才能在互联网的促进下回归本质，在低价、广泛服务的同时保证给用户最好的体验。
数据转移 篇4
关键词：突变理论,容忍度,容忍入侵
一、研究现状
现有的容忍入侵技术有了很大的发展, 但系统实现成本高。研究一套成熟的入侵容忍技术理论作为指导, 需弄清入侵容忍能力和哪些因素有关, 进行定量分析。本文是从普遍层面分析容忍入侵能力。
根据容侵系统保护对象不同, 所需对抗入侵手段的不同以及所采用的容侵技术不同, 容侵系统的设计和实现方式是多样的, 但需抽象能够独立于具体的攻击方法和容忍入侵手段的分析模型。提出基于状态转换的容忍入侵模型, 其概括的描述了容侵系统在有入侵行为的处理过程中可能经历的状态。通过建立网络数据流的突变模型, 提供了预测网络异常行为的方法。本文在状态转换模型的基础上运用突变理论对系统的容忍能力进行量化, 并利用突变理论对容忍机制进行量化分析。
二、基于突变理论和数据流的入侵容忍模型构建
(一) 模型构架。
为定量描述攻击对系统的影响, 基于状态转移模型, 对系统状态整个转移过程描述如下:假设初始工作处于正常状态G, 此时系统具有自身固有的脆弱点, 攻击者利用脆弱点攻击, 则易直接进入被攻击状态A, 此时已经检查到, 系统会启动自身抵制措施, 进入抵制状态R;如果系统能采取冗余备份等措施成功屏蔽损害, 那么系统进入到屏蔽损害状态MC;如果攻击未被检测, 进入到未知损害状态UC, 此种状态不易判断, 攻击者会进一步对系统进行攻击直至攻击成功。在抵制措施失效后, 容侵机制开始生效, 系统进入到应急分类状态TR, 系统根据需要可到降级服务状态GD或安全停止状态FS;如果容侵机制失效, 系统进入到失效状态F并报警。
(二) 基于突变理论的容忍入侵模型分析。
对上面的状态转换模型, 可把各个状态看成系统的空间, 先介绍中间变量, 一个是数据吞吐量, 记为D (t) ;另一个是承载数据容量, 记为M (t) 。假设容忍入侵系统有N个容忍空间, 时刻t各容忍空间的数据吞吐量集合为{D1 (t) , D2 (t) , …, DN (t) }, 各容忍空间的承载量集合为{M1 (t) , M2 (t) , …, MN (t) }。容忍空间数据吞吐量与承载量的比率为状态变量, 即容忍度, 记为。各容忍空间数据流量是系统的一个控制变量, 记为Bi (t) , 时刻t各个容忍空间的数据流量集合为{B1 (t) , B2 (t) , …, BN (t) }, 取数据流量的变化率为系统控制变量, 记为, 为主控变量。其中, Bi (0) 为空间i处于突变临界时的数据流量。各空间的实际承载力Ci (t) 是另一控制变量, 取实际承载能力的变化率为控制变量, 记为。
如果承载能力递减, 则Qi (t) 大于零, 如果承载能力递增, 则Qi (t) 小于零, 不考虑小于零的情形, 其为次控变量。为了描述数据包的平均传输速度ui (t) , 构造如下函数:
其中, ui0为正常情况下各个时段各空间的数据包传送速率, α, β为参数, 参数值因容忍空间的性质不同将取不同值, 应根据实际网络情况定义。将各容忍空间的α, β的取值分别记为{α1 (t) , α2 (t) , …, αM (t) }, {β1 (t) , β2 (t) , …, βM (t) }, 其对应的尖点突变模型势函数满足容忍势函数。
(三) 容忍势函数的建立及突变临界点的确定。
需要找能描述各容忍空间变量间的关系函数来确定突变点, 假设可利用动能函数来反应系统势能, 则将系统全局动能函数定义为:
k为标准单位数据包大小系数, 则势函数可表示为, 而局部势函数为, 动能函数是势函数的复合项, 突变临界点集可由求得:, 其二阶导数是否为负, 是判定突变临界点是否稳定的条件, 即不等式是否成立, 如果上式成立, 则说明相应的突变临界点是稳定的, 若上式取等号, 则为数据流量拐点。
定义1:突变临界点处的数据包流量值称为临界数据流量。如果将突变临界点记为0时刻, 所以Bi (0) 为临界数据流量, 满足Bi (0) =Ci (0) 。
定义2:达临界点后, 满足的数据流量为突变稳定数据流量, 满足的数据流量称为稳定数据流量。
三、实例分析
对文献[5]中图1的网络测量流量进行分析。在0-50s内属于系统正常流量范围, 50-200s内遭受DOS大流量攻击, 根据系统不同的情况, 假设系统在带宽一定的正常状态下设计流量为200Packets/s, 高于正常流量的平均范围。
1、取α, β值为0.1, 4, 可得突变临界点数据流量为218.7Packets/s, 此时D=0, 在t=35s处到达临界点值, t>35s数据流量超出临界率P=-22.6%, 系统正常状态下承载能力递减率为Q=5.8%, 实际的承载力为206Packets/s, 此时I1=0.49, 容忍度突跳值为0.73, 即当I1=-0.25时, 系统突跳到下一状态。此时, 数据流量限制率P0=-49.5%小于t>35s时的临界率, 所以系统能承受无需限制, 系统仍能正常工作。
2、在被攻击状态下, 取α, β值为0.12, 3, 可得突变临界点的数据流量为237Packets/s, 在t=55s处到达临界点值, t>55s数据流量超出临界率P=-96.6%, 系统在此状态下承载能力递减率为Q=51.6%, 实际的承载能力降为115Packets/s, 系统的入侵容忍度为-0.51, 系统进入数据流量限制状态。此时系统的数据流量限制率为P0=-0.588%远远小于临界率, 因此需要对其进行限制。在大于65秒后, 系统由于流量过大超过其在正常状态下的承载能力, 进入到被攻击状态, 在受攻击的状态下限制数据流量值小于突变临界点的数据流量, 可保持系统正常工作。系统在每一个状态下的流量值选取与每一个状态参数以及硬件因素相关, 且与系统的容忍级别相关, 通过限制数据流量的值可以保证系统处于不同状态下, 超过临界值后到达触发状态进行降级服务或服务失效警告或者进入安全失效状态, 以保证系统正常工作。
四、结束语
通过对已有的状态转移模型分析, 基于突变理论讨论了基于数据流量的状态变量和控制变量对应的尖点突变模型, 给出保证系统容忍能力的建议方案。利用突变理论在其他领域中的应用很多, 但在计算机网络入侵容忍中的研究不多见, 这也为入侵容忍系统的响应机制的研究提供了另一种思路。由于网络容忍入侵系统的影响因素很多, 包括软件与硬件, 具体的一些量化评估还有待进一步的研究。
参考文献
[1]荆继武, 冯登国.一种入侵容忍的CA方案.软件学报, 2002.
[2]崔竞松, 王丽娜, 张焕国, 傅建明.一种并行容忍系统研究模型—RC模型.计算机学报, 2004.
[3]WANG F, UPPALLI R.SITAR:A scal ableint ru-sion tolerant architecture for distributed services-a technology summary[J].Proceedings DARPA DI SCEXIII, UInformation Survivability Conference and Exposition, 2003.2.
[4]黄光球, 胡晓婷, 刘通.基于突变理论的网络异常行为分析方法.微电子学与计算机, 2006.
数据转移 篇5
在我国控制权转移市场上, 困境公司的控制权转移最引人注目。自1998年中国证监会颁布和实施《关于上市公司状况异常期间的股票特别处理方式的通知》, 对连续亏损的上市公司实施特别处理以来, 困境公司的相关问题成为学者关注的焦点。亏损企业迫切想要提高自经营效益从而实现扭亏为盈, 而达到这一目的最快捷的办法就是利用公司控制权转移, 特别是在各利益相关者的共同作用下, 困境公司对于控制权转移的意愿远比其他公司强烈, 那么这些公司在实施控制权转移后其财务绩效是否真正得以提高, 目前相关研究还远远不足, 本文正是对这一问题展开分析。
二、文献综述
(一) 国外研究
国外学者对控制权转移现象进行了多角度、多层面的深入分析, 尤以实证研究居多。对于控制权转移的财务绩效, 一般是基于财务指标法进行的研究。国外学者Healy、Palepu and Ruback (1992) 以1979~1984年间发生的50起并购事件为研究样本, 结果发现, 收购公司的资本回报率显著提高, 且经营绩效的提高主要来自企业管理效率的提高。Chatterjee和Meeks (1996) 以1977~1990年发生的144起控制权转移事件为样本, 运用财务分析法研究控制权转移对公司盈利水平的影响, 结果表明控制权转移事件发生在1985年之前的样本公司的盈利水平没有提高, 而发生在1985~1990年间的样本公司盈利水平显著提高。Parrino和Harris (2001) 以1982~1987年间发生的197起控制权转移事件为样本, 研究控制权转移事件对企业经营现金流回报率的影响, 发现控制权转移后样本公司的经营现金流回报率显著提高, 平均增幅达2.1%。
(二) 国内研究
徐莉萍、陈工孟、辛宇 (2005) 以1996年至2000年间的262个控制权转移公司为样本研究控制权转移后企业的财务绩效状况, 研究发现以有偿方式转让给民营企业的上市公司会表现出经营绩效的提高, 此外, 频繁的控制权转移对公司绩效的提高有害, 而改变行业、变更CEO对经营绩效的改进有正面效果。奚俊芳、于培友 (2006) 运用实证方法研究公司控制权转移的绩效, 并考察控制权转移中是否存在盈余管理问题。研究结果表明, 业绩的提高部分来自企业的盈余管理, 而非控制权转移。宋建波、王晓玲 (2008) 选取沪深两市2003~2005年发生控制权转移的上市公司为研究对象, 研究结果显示, 控制权转移绩效在控制权转移当年和后一年呈上升趋势, 但随后出现下降趋势。李善民和张媛春 (2009) 以我国上市公司2000年至2004年发生的控制权协议转让事件为样本, 对我国市场规则下控制权协议转让的整体效率进行检验。结果表明, 在较差的制度环境下, 市场规则会导致较高的交易成本, 制度环境的改善可以降低交易成本, 提高交易效率。朱慧琳和唐宗明 (2009) 实证检验中国沪市A股市场大宗股权转让中, 大股东控股和交易后高管层的变动等控制权因素是否对目标企业交易后的绩效产生影响。研究结果表明沪市A股市场大宗股权转让的高管层变动和关联交易会导致目标企业绩效变差, 影响较为显著;而大股东控股对目标企业绩效有正向效应。杨记军等 (2010) 以2003~2007年国有企业的股权转让数据为样本, 考察政府转让控制权的决策及控制权转让后的短期市场反应和中长期业绩表现。研究发现民营化确实提高了企业经营业绩, 但终极控制权仍保留在政府内部的“换汤不换药”的控制权转让方式并未显著改善企业业绩。张媛春和邹东海 (2011) 选择2002~2005年以协议转让方式更换控股股东的上市公司为样本, 对样本公司2002~2008年的财务数据进行分析, 结果表明我国上市公司控股股东的更换并不能有效提高公司绩效, 这在股权转让比例较低的交易中表现更为明显。
目前国内外研究只是针对一般上市公司控制权转移的财务绩效进行研究, 较少对财务困境公司的控制权转移情况进行分析。本文在借鉴相关研究成果基础上, 对我国财务困境公司控制权转移的财务绩效进行系统研究, 以期为利益相关方提供决策和参考的依据。
三、研究设计
(一) 样本选取与数据来源
国外研究大多是将企业提出破产申请的行为作为确定其进入财务困境的标志, 而国内相关研究多以上市公司被特别处理 (ST) 作为陷入财务困境的标志。本文按照国内研究惯例, 选取2001~2008年发生控制权转移的被特别处理 (ST) 公司作为研究对象, 为了保持样本的可比性, 对ST公司进行以下筛选: (1) 限定研究样本必须是因财务状况异常而被ST的上市公司; (2) 在控制权转移的界定上, 研究对象是公司第一大股东或实际控制人发生变更, 即当公司具有实际控制人时, 以实际控制人发生变更来界定控制权转移, 当公司不具有实际控制人时, 以第一大股东变更来界定控制权转移; (3) 剔除研究期内发生多次控制权转移的公司, 本文所选取的样本是在研究期内只发生一次控制权转移的公司; (4) 剔除金融类上市公司和已退市公司。经过以上严格筛选, 最终获得有效样本44个, 样本分布见表1。样本数据主要源于锐思 (RESSET) 金融研究数据库和国泰安 (CSMAR) 数据库, 并使用SPSS19.0软件和EXCEL对数据进行处理。
(二) 研究方法
财务指标法是学者在研究上市公司控制权转移的财务绩效时通常使用的一种方法, 本文也选用这种方法考察ST公司控制权转移对财务绩效的影响。
(1) 绩效指标的选取。本文选取每股收益 (EPS) 、资产收益率 (ROA) 、总资产周转率 (RAT) 和经营活动的净现金流比平均总资产 (IOA) 这四项指标来衡量ST公司控制权转移的财务绩效。之所以选择这些指标是因为上市公司被ST的主要原因是盈利能力不足, 每股收益和资产收益率可以反应公司的盈利能力;总资产周转率指标反应公司资产管理效率;经营活动的净现金流比平均资产总额指标反应公司持续盈利情况。各指标计算方法见表2。
(2) 会计年度的选择。采用财务指标法, 按照研究惯例应选用控制权转移后三年或五年的财务数据, 由于本文旨在考察样本公司控制权转移后的财务业绩是否有明显好转, 以及控制权转移绩效是否具有持续性, 因此, 将所研究的会计年度划分为控制权转移前一年、当年和控制权转移后三年, 用Y-1表示控制权转移前一年, Y0表示控制权转移当年, Y1、Y2、Y3表示分别控制转移后第一年、第二年、第三年。将控制权转移后各年的业绩与控制权转移前一年的业绩进行定比分析, 同时将各年业绩进行环比分析, 以考察控制权转移对公司业绩的影响。
四、实证结果与分析
(一) 总体样本的控制权转移绩效
(1) 控制权转移后各年业绩与控制权转移前一年业绩定比分析, 结果见表3。由表3可知, 从每股收益 (EPS) 的差量看, ST公司控制权转移当年的水平比控制权转移前一年有所提高, 但不显著, 而控制权转移后第一年、第二年及第三年的财务绩效有所提高, 其差异在5%或10%的水平上显著;从资产收益率 (ROA) 的差量看, 控制权转移当年的绩效水平比控制权转移前一年有所提高, 但不显著, 业绩变化相差也不大, 控制权转移后三年的财务绩效也有所提高, 且控制权转移后第一年、第二年其差异分别在1%和5%水平上显著, 控制权转移后第三年则不显著;从总资产周转率 (RAT) 的差量看, 控制权转移当年比控制权转移前一年有所提高, 但不显著, 而控制权转移后第一年、第二年及第三年也有所提高, 且其差异均在1%水平上显著;从经营活动净现金流与平均总资产的比值 (IOA) 看, 控制权转移当年比控制权转移前一年有所提高, 且不显著, 而控制权转移后各年与控制权转移前一年相比均有所下降。
注:T值是各指标差量均值检验t值, 括号内的数字是均值检验t值概率p;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著。
总体来看, 每股收益、资产收益率、总资产周转率指标在控制权转移当年以及后三年均有所提高, 其中每股收益均值变化较大, 其他指标各年业绩指标均值相差不大;但从经营活动的净现金流与平均资产总额的比值来看, 控制权转移效果不理想, 仅在转移当年有所提高, 而在转移后各年均有所下降, 说明这些ST公司在控制权转移后, 持续盈利能力不足, 自我发展能力较差。
(2) 控制权转移后各年业绩环比分析。为了进一步考察控制权转移对业绩的影响, 笔者对控制权转移各年业绩进行环比分析。由表4可知, 每股收益 (EPS) 、资产收益率 (ROA) 、总资产周转率 (RAT) 以及经营活动净现金流量比平均资产总额 (IOA) 在控制权转移当年比控制权转移前一年有所提高, 但不显著。而在控制权转移后, 除总资产周转率 (RAT) 外, 其余三项指标均未显示出逐年提高的迹象, 其中经营活动的净现金流与平均资产总额的比值 (IOA) 指标最差, 在控制权转移后逐年下降, 从长期来看, 样本公司的财务业绩并未真正提高。
(二) 制度环境对控制权转移绩效的影响
我国证券监督管理委员于2002年12月颁布了《上市公司收购管理办法》, 而后在2006年9月又实施了新的《上市公司收购管理办法》, 前后两次办法的实施, 更好地规范了投资者买卖上市公司股份的行为, 为我国上市公司协议转让提供了严格的制度框架。制度环境的改变对一般意义的上市公司控制权转移的财务绩效有明显的提升, 如李善民 (2009) 以2000~2004年发生控制权转移的上市公司为样本, 并以2002年12月1日为分界点将样本划分为两组, 检验制度环境的改变对控制权转移效率的影响, 结果表明, 法律实施后的交易绩效明显好于法律实施前的交易绩效。同样, 丁志良 (2006) 也证实了在2002年12月实施的《上市公司收购管理办法》后发生的控制权转移公司的绩效要好于之前发生的控制权转移公司的绩效。
注:T值是各指标差量均值检验t值, 括号内的数字是均值检验t值概率p;***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著。
因上述分析以2001~2008年发生控制权转移的被特别处理 (ST) 公司作为研究对象, 所以笔者在研究时将两次颁布《上市公司收购管理办法》的时间作为分界点, 即以2002年12月1日和2006年9月1日作为分界点将样本公司划分为三组, 分别考察制度环境的变化对控制权转移绩效的影响。在全部样本公司中, 2002年12月1日前发生控制权转移的14家ST公司作为第一组 (命名为A1组) , 2002年12月1日至2006年9月1日间发生控制权转移的25家ST公司作为第二组 (命名B1组) , 2006年9月1日后发生控制权转移的5家ST公司作为第三组 (命名C1组) , 对三组样本的财务指标进行对比分析, 结果见表5与表6。
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著。
由表5可知, A1组的ΔEPS、ΔROA、ΔRAT、ΔIOA分别为0.266、0.002、0.306、0.017, B1组的ΔEPS、ΔROA、ΔRAT、ΔIOA分别为0.350、13.2%、0.321、2%, 两组样本四项指标差异分别为0.084、13%、0.015和0.3%, 均为正值, 说明制度环境的改变即2002年12月1日证券监督管理委员颁布并实施的《上市公司收购管理办法》同样对ST公司控制权转移的财务绩效产生了正向影响。
注:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著。
从表6可以看出, C1组的ΔEPS、ΔROA、ΔRAT、ΔIOA分别为0.416、14.4%、-0.059和-11.4%;从B1与C1两组样本四项财务指标的差异来看, ΔEPS、ΔROA差异值为正, 其值分别为0.066和1.2%;其他两项指标的差异值均小于零, ΔRAT差异值为-0.38, ΔIOA的差异值为-13.4%, 这说明2006年9月1日新《上市公司收购管理办法》的实施并没有对ST公司控制权转移的绩效产生实质性影响。
五、结论
本文选取2001~2008年发生控制权转移的被特别处理 (ST) 公司为样本, 运用定比分析和环比分析方法分别考察控制权转移前后其业绩的变化情况。研究结果表明, 样本公司业绩在控制权转移当年比控制权转移前一年有所好转, 但在控制权转移后并没有获得长期的提高。同时, 本文在考察制度环境变化对公司绩效的影响时发现, 新《上市公司收购管理办法》的实施并没有对ST公司的绩效产生实质性影响。
笔者认为可从以下方面着手促使ST公司健康稳定发展:一是加强我国上市公司控制权转移后的整合。包括对公司发展战略的调整, 保证战略目标的实现;对公司业务及其资产进行整合, 提高生产效率;对公司组织结构进行整合, 实现管理效率的提高等。二是完善相应的法律法规制度。包括完善控制权转移市场, 加强对上市公司的产权约束和监管;完善上市公司控制权变动的信息披露制度, 保证相关信息的及时性和准确性;建立民事赔偿责任制度, 规范大股东的行为, 加强对中小股东的保护等。
摘要：本文以20012008年发生控制权转移的被特别处理 (ST) 公司为样本, 考察其控制权转移前后业绩的变化情况。结果表明:样本公司业绩在控制权转移后并没有获得长期的提高。此外, 新《上市公司收购管理办法》的颁布实施并未对ST公司的绩效产生实质性影响。
关键词：财务困境,控制权转移,财务绩效
参考文献
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[4]张媛春、邹东海:《控股股东更换是否会提高公司绩效——基于中国上市公司的经验研究》, 《山西财经大学学报》2011年第1期。
数据转移 篇6
关键词：劳动力转移,农村,广东省,时间序列
随着工业化和现代化的发展, 城市和农村之间的劳动力转移已经是一个很普遍的现象, 越来越多的农村劳动力进入到城市劳动力市场。
广东省作为一个外贸出口大省, 对劳动力有着大量的需求, 这就决定了广东省内的经济发展与劳动力流动有着密切的关系。
1 农村劳动力转移模型的变量指标和数据
本文以广东省1991至2011这20年的统计数据建立计量模型 (其中的数据主要来自《中国统计年鉴》以及《广东统计年鉴》) 来分析农村劳动力转移的影响因素。根据相关经济理论, 从计量分析的角度选择并定义以下量化指标:
1.1 因变量 (被解释变量Y)
在本文中, 因变量被设定为劳动力转移人数, 用Y表示, 即为农村就业人数与第一产业就业人数的差值, 这个值越大, 表明农村劳动力转移越多。
1.2 自变量 (解释变量X)
影响农村劳动力转移的因素有很多, 在这所有可能的因素中, 本文选择了以下几个主要因素。X1:城乡居民收入差距。表示为农民人均纯收入与城市居民可支配收入之间的差额, 该指标反映了城市居民和农村居民收入水平的差距, 这个差距越大, 农村劳动力就越有转向城镇的激励。X2:农民人均纯收入。该指标既反映了农民的实际生活水平也反映了他们的向城镇迁移的能力。X3:第一产业劳动生产率。表示为第一产业总产值与第一产业从业人数的比值。该指标反映了第一产业是以怎样的数量和速率释放农村劳动力的。X4:城镇化率。表示为城镇人口占全部人口的比重, 该指标反映了农村劳动力是以怎样的速度和规模转变为城镇人口的, 也反映了城镇的规模以及其对人口的吸收程度。X5和X6:第二产业和第三产业占总产值的比例。随着经济的发展, 产业结构的升级, 第一产业占GDP的份额在下降, 但第二和第三产业的比重逐渐上升。
2 农村劳动力转移模型的构建和计量经济分析
建立的模型如下:
其中β0是待估计的常数, βi (i=1, 2, 3, 4, 5, 6) 为回归系数, μ为随机干扰项。
运用Eviews6.0软件对上述所有变量进行回归后得估计方程如下所示 (括号中为T统计量的数值) :
T统计量P值为:
由于本文使用的是时间序列建模, 容易产生自相关问题, 会使OLS估计量失效, 统计推断的结果就会大打折扣。因此该模型初步建立后, 需要检验残差序列中自相关问题的存在性。
针对该自相关问题, 这里运用LM检验, 设定滞后期为1, 得到LM检验的结果显示Obs*R-squared统计量的P值为0.0569, 大于0.05, 表明时间序列接受不存在一阶自相关的原假设。
内生性问题有可能在某种程度上出现在城镇化水平 (X4) 与农村劳动力转移的数量 (Y) 两者之间, 因此有必要对它进行内生性检验。使用Granger因果关系检验结果表明, 检验结果接受原假设, 即城镇化水平 (X4) 与农村劳动力转移的数量 (Y) 不存在Granger因果关系, 即X4和Y是不存在内生性问题的互为独立的变量。
在给定显著性水平为5%的前提下, C、X5和X6未通过t检验, 这也许是模型中的多重共线性导致的。由于模型中多重共线性的存在会影响参数估计的稳定性和准确性, 为了克服多重其线性, 需要用到逐步回归法。利用被解释变量对模型所考虑的每个解释变量做简单回归, 再根据解释变量的重要性按可决系数大小排列, 然后按照变量的重要性大小依次引入解释变量, 保留其中对劳动力转移有显著影响的变量并舍弃无显著影响的变量, 进行回归分析后得到最终回归方程为:
3 农村劳动力转移模型的检验
3.1 模型回归效果的显著性检验
由上可知, 模型的决定系数为0.987, 调整的可决系数为0.984, 都与1十分接近, 这表明模型的总体线性相关程度和回归拟合程度都非常高, 即可认为因变量农村劳动力转移数量 (Y) 的98.4%能用城乡居民收入差距 (X1) 、农村人均纯收入 (X2) 、第一产业劳动生产率 (X3) 和第三产业占总产值的比值 (X6) 这三个变量解释。同时F统计量的P值为0, 通过方程显著性水平F检验, 说明方程的总体回归效果是显著的。
3.2 模型变量显著性检验 (t检验)
在给定显著性水平为5%前提下, 全部解释变量都通过t检验。表明城乡居民之间的收入差距 (X1) 、农村人均纯收入 (X2) 、第一产业劳动生产率 (X3) 和第三产业产值在总产值中的占比 (X6) 可以作为模型中的四个有效变量。
3.3 时间序列自相关检验
针对时间序列自相关问题, 使用LM检验, 设定滞后期为1, 得到LM检验的结果显示Obs*R-squared统计量的P值为0.5869, 大于0.05, 表明时间序列接受不存在一阶自相关的原假设。
3.4 多重共线性检验
由于文中的时间序列存在多重共线性问题, 前面已经运用逐步回归法来克服多重共线性的存在, 下面用Klein判别法来检验处理后时间序列的多重共线性问题。根据变量之间的简单相关系数, 可以看到X1、X2、X3、X6之间的相关系数都在可决系数R2以下, 说明这几个变量之间的多重共线性是没有害处的。
4 各变量对农村劳动力转移的解析与结论
(1) 模型中各变量的引入顺序是依据其对被解释变量Y的重要性 (即解释程度的大小) 决定的, 首先将城乡居民收入差距 (X1) 引入, 其对模型的解释程度为95.6%;保留城乡居民收入差距 (X1) 变量, 然后引入农民人均纯收入 (X2) 作为第二个解释变量, 此时城乡居民收入差距和农民人均纯收入可以解释农村劳动力转移人数的96.6%;以此类推引入变量第一产业劳动生产率 (X3) , 最后引入第三产业占总产值的比例 (X6) , 所有这四个变量可以解释农村劳动力的转移人数的98.4%。
(2) 如模型所示, 农村劳动力转移与城市和农村居民收入差距变动方向一致:越大的城乡居民收入差距会带来越多的农村劳动力转移。此模型中的回归分析表明, 在其他因素一定时, 城市和农村居民收入差距每增加100元, 就能促进8.7万得农村劳动力转移到城镇。
(3) 农民人均纯收入指标是指农民如果从农业生产活动中获得的劳动报酬高于或等于从其他生产活动中获得的劳动报酬, 劳动力就不会转移, 因此, 农村劳动力转移人数与农民人均纯收入呈现反向变动, 因为农民纯收入的增加会降低其向城镇转移的激励。此模型中的回归分析表明, 在其他因素一定时, 农民人均纯收入每增加100元, 会阻碍43.4万农村劳动力向城镇转移。
(4) 农村劳动力转移人数与第一产业的劳动生产率 (X3) 呈现正相关性。结果表明第一产业越高的劳动生产率伴随着越多的劳动力被释放, 因此, 第一产业劳动生产率的提高, 能使农村劳动力有更大的激励和更充裕的时间出外就业。
(5) 农村劳动力转移与第三产业占总产值的比例X6变化方向一致, 模型中X6的回归系数为49.25, 表明第三产业占总产值的比例每增加1个百分点, 农村劳动力转移人数将增加49.25万人。某种程度上说, 第三产业的发展水平的提升能拉动更多农村劳动力出外就业。
参考文献
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数据转移 篇7
关键词：基本公共服务均等化,转移支付,财力性转移支付
自十六届三中全会首次提出基本公共服务均等化以来, 实现地区之间、城乡之间、不同社会群体之间的基本公共服务均等化成为我国建设和谐社会的重要任务, 并取得了重大进展, 但是由于历史、财政体制等原因的制约地区间基本公共服务仍然存在很大的差距。政府作为公共服务的基本责任主体, 要为实现基本公共服务均等化提供财力支持。分税制改革以来, 中央地方财权和事权不对称, 需要通过财政体制安排实现财政能力均等化。转移支付制度是实现财政能力均等化的重要手段, 对于平衡地区财力差异, 促进地区间基本公共服务均等化起到重要的作用。
关于转移支付与基本公共服务均等化的研究, 主要集中在两个方面:一是转移支付对基本公共服务均等化的作用研究。张玉荣、冯毅 (2010) , 田发、周琛影 (2013) , 认为转移支付制度改善了区域间财政能力不均衡;官永彬 (2011) 利用基尼系数对省际财政能力不均等贡献率的计算发现转移支付制度拉大了地区差异。二是完善转移支付制度, 促进基本公共服务均等化。刘尚希 (2008) 、张启春 (2011) 主张通过完善转移支付体系实现基本公共服务均等化。
从国内学者现有研究成果看, 研究主要集中在四大区域间、省际间, 对于具体省份的研究较少。本文选择山东省作为研究对象, 以山东省2005~2012年间数据为基础, 通过建立指标体系测算山东省基本公共服务均等化水平, 利用变异系数衡量转移支付对山东省基本公共服务均等化的影响。
1 山东省基本公共服务均等化程度的测量
1.1 衡量指标体系的构建
本文选择与民生密切相关的教育、医疗卫生、社会保障、基础设施、环境保护作为研究对象, 从影响地方政府提供基本公共服务的投入和产出因素出发, 利用综合评价的方法, 构建包含5个一级指标15个二级指标的测量指标体系。分别是:⑴义务教育:生均财政性教育支出、师生比、千人拥有学校数;⑵医疗卫生:人均医疗卫生支出、每万人拥有的卫生技术人员、每万人拥有医疗机构床位数;⑶社会保障:人均社会保障支出、参加基本养老保险人口比例、参加失业保险人口比例;⑷基础设施:人均基础设施支出、人均拥有公路里程、城市燃气普及率;⑸环境保护:人均节能环保支出、人均公园绿地面积、污水处理比率。
1.2 具体测度的过程分析
文章以山东省2005~2012年的数据 (数据来源于山东省2005~2012年统计年鉴) 为基础, 测算山东省2005~2012年间的基本公共服务均等化指数。首先, 由于各项指标属于不同的量纲, 采用极值标准化进行无量纲化处理, 无量纲化处理之后, 各项指标处于0-1区间范围内, 具有可比性;其次, 在权重设定时, 假设不同的一级指标和二级指标均具有相同的权重;最后采用算数加权平均合成一级指标和基本公共服务指数。测算结果如图1所示。
根据图1和图2所示, 山东省不同地市间基本公共服务均等化水平差异较大, 可以大概分为三个层次:第一个层次包括威海、青岛、东营、济南、莱芜, 2005~2012年间地区平均基本公共服务指数在0.6以上;第二个层次包括:淄博、烟台、潍坊、日照、泰安, 2005~2012年间地区平均基本公共服务指数在0.4~0.6之间;第三个层次包括:滨州、枣庄、济宁、临沂、聊城、德州、菏泽, 2005~2012年间地区平均基本公共服务指数在0.14~0.4之间。这个划分基本上和山东省区域经济发展水平相适应的, 例如第一层次的青岛、威海是山东省环渤海发展区域, 济南是山东省的省会城市基本公共服务水平较高;第三层次的枣庄、聊城、济宁、德州、菏泽市位于山东省西部地区, 而临沂市是山东省人口最多的城市并且位于沂蒙山区, 交通不便, 经济远远落后于东部地区, 基本公共服务水平也落后于东部发达地区。
在基本公共服务指数的基础上运用变异系数计算山东省2005~2012年间基本公共服务均等化指数, 分析山东省2005~2012年间地市间基本公共服务均等化的程度。计算公式为以S.V=S/X*100%, 为山东省17地市2005~2012年间平均基本公共服务指数的标准差, X为2005~2012年间平均基本公共服务指数的平均值。基本公共服务指数变异系数表示各地基本公共服务指数的偏离程度, 变异系数越小说明各地之间基本公共服务均等化水平越高, 反之则说明各地基本公共服务不均衡程度越高。
根据图3所示, 自2005年以来, 山东省17地市间基本公共服务均等化指数总体上呈现下降的趋势, 说明山东省地市间基本公共服务不均等的情况有所改善, 但是个别年份呈现上升的趋势如2006年和2010年基本公共服务均等化指数呈现上升的趋势。
2 转移支付对基本公共服务均等化的影响:变异系数分析
基本公共服务供给能力受到地方经济发展水平、政府财政能力水平及政府支出偏好及政府提供基本公共服务效率的影响, 转移支付是实现财政能力均等化水平的很重要手段 (吕炜, 2008) 。本文采用变异系数作为衡量工具, 通过比较转移支付前后人均财力的变异系数, 衡量转移支付对基本公共服务均等化的效果。本文以一般预算收入与人口比值即人均年收入作为转移支付前的人均财力, 以财政支出与人口的比值即人均财政支出作为转移支付后的人均财力, 从而转移支付变异系数为:C.V0=S0/X0*100%, C.V1=S1/X1*100%;C.V0和C.V1分别为转移支付前后人均财力的变异系数, S0和S1分别为转移支付前后人均财力的标准差, X0和X1分别转移支付前后人均财力的平均值。为了更好地衡量财政转移支付制度对基本公共服务均等化的效果, 本文拟引入三种比较方法:
转移支付前后人均财力变异系数差值, 二者之前的差值无固定区间, 在一定的情况下, 差值越小, 就越小, 转移支付的均等化效果越显著。
转移支付前后人均财力变异系数比值, 在一定的情况下, 比值越小, 越小说明转移支付对基本公共服务均等化的效果越显著;反之, 则转移支付对基本公共服务均等化的效果越不显著。
转移支付前后人均财力变异系数差值比率, ) 与第一个方法相似, 方法一为绝对差值, 而方法三为差值的相对比率。在一定的情况下, 比值越大则就越小, 转移支付的均等化效果越显著。
运用上述三种计量方法, 参考山东省年统计年鉴, 将山东省2005~2012人均年财政收入和人均年财政支出代入变异系数公式, 可以得出山东省2005~2012年间转移支付变异系数图。
由表1和图4看出2005~2012年间, 均为正数即转移支付前的变异系数大于转移支付后的变异系数, 表明转移支付制度的实施有效缓解基本公共服务不均等的状况。纵观山东省转移支付变异系数情况, 可以发现C.V0-C.V1、C.V1/C.V0、 (C.V0-C.V1) /C.V02005~2012年间基本保持稳定态势, 变动较小。C.V0-C.V1呈现先升后降趋势, 2007~2009年间出现上升的趋势, 说明虽然转移支付制度缩小基本公共服务不均等程度的效用在增强, 但是2010~2012年间C.V0-C.V1呈现下降趋势, 说明转移支付制度对基本公共服务均等化的效果在弱化。
3 研究结论与政策建议
山东省2005~2012年的数据分析结果表明, 虽然山东省基本公共服务非均衡程度总体上呈现下降趋势, 但是17地市间基本公共服务水平差距仍然存在, 东部沿海发达地区基本公共服务水平较高, 中部次之, 西部经济落后, 交通不便地区基本公共服务水平较差。利用变异系数分析转移支付制度对基本公共服务均等化的效用可以看出转移支付制度的实施有效缓解了基本公共服务不均衡的状况。但是由于现行转移支付体系不完善, 转移支付对基本公共服务均等化的效用在弱化。据此, 为了实现基本公共服务均等化, 提出以下完善转移支付制度的措施:
3.1 扩大转移支付总体规模
实现基本公共服务均等化, 各地区要具备均衡的财力保障, 转移支付制度是实现财力均衡的重要手段。通过提高转移支付的总体规模, 增加地方政府可支配的财政资金, 加强政府财政支出效应, 促进地方经济增长, 增加地方财政收入, 为实现地区基本公共服务均等化提供可靠的财力保障。
3.2 完善财力性转移支付
财力性转移支付对基本公共服务均等化的效果最好, 山东省政府注重财力性转移支付的均衡作用, 经济落后地区获得财力性转移支付补助多, 经济越发达地区获得财力性转移支付少。2005年以来山东省财力性转移支付占转移支付总额的比例逐年上升, 但仍未占据主导是地位, 影响发挥财力均衡的作用, 应该继续提高一般性转移支付的比重, 占据转移支付主导地位, 发挥对基本公共服务均等化效应。在转移支付比重和规模确定方法上, 要综合考虑上期财力性转移支付额、当地政府可支配财力及提供基本公共服务成本等因素。
3.3 规范专项转移支付
山东省专项转移支付占转移支付比例较大, 但是专项转移支付对基本公共服务均等化效果不佳, 应该控制专项转移支付的规模, 提高财力性转移支付的数量。另外, 专项转移支付存在着名目众多缺乏统一标准、缺乏有效监管等问题。应该明确专项转移支付的标准, 逐步确立严格的门槛条件, 清理现行专项转移支付中不适用的部分;对于合理部分, 规范资金投向, 加大对经济落后地区的补助;应加强对专项转移支付使用过程的监督, 及时进行绩效评价, 提高转移支付资金运行的有效性。
3.4 缩小税收返还规模
2005年以来山东省税收返还数量占转移支付总额的比例逐渐下降, 但是比重仍然过高。税收返还是建立在地方上缴税收的基础上的, 税收返还的数额与地方经济发展水平正相关, 虽然在分税制改革初期税收返还制度能够减少运行摩擦, 起到一定积极作用, 但是与基本公共服务均等化的目标相悖, 应逐渐减少税收返还规模。
参考文献
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数据转移 篇8
一、农村劳动力转移就业呈现新趋势
农村劳动力转移包括空间转移和产业转移两种含义,对应的就业方式即是外出就业和本地(乡镇)非农就业,目前统称为农民工。2006年第二次全国农业普查数据显示,最近10年来,我国农村劳动力进入大规模转移阶段,已有近40%的农村劳动力转移到非农产业,且呈现出常年外出打工、远距离跨省流动的新趋势。
(一)农村劳动力转移正由“亦工亦农”向“全职非农”转变。长期以来,农村劳动力流动主要表现为“候鸟式”和‘兼业式”,即农村劳动力利用农闲时间季节性地外出打工,在城乡之间双向流动,“亦工亦农、亦城亦乡”。新世纪以来,国家制定了一系列有利于农民外出就业的政策,加大了统筹城乡发展的力度,农村劳动力转移进入了一个全新阶段,呈现出新的特点和趋势。如表1所示:2006年农村住户从业人员约为5.6亿,转移到本地非农产业的约0.88亿,占全部从业人员的15.8%;外出就业的农村劳动力为1.3亿,所占比重为23.7%。两者合计,即全国约2.2亿,39%的农村劳动力转移到非农产业。从外出劳动力的就业时间看,外出时间超过6个月以上的农村劳动力为1.1亿,占83.8%,即绝大多数外出劳动力完全脱离农业生产和农村生活环境,常年在外打工。目前,这种趋势仍在进一步强化。据国家统计局调查,按打工时间在6个月以上统计,2008年全国农民工总量为2.3亿,其中,外出农民工1.4亿,与2006年相比,外出农民工又增加了3000万人。这表明,越来越多的农村劳动力正在由‘亦工亦农”向“全职非农”转变,就业兼业性减弱;由“候鸟式”流动向“迁徙式”流动转变,转移稳定性增强,常年在外打工的农民工增多。
(二)农村劳动力转移以远距离跨省流动为主。从农村劳动力转移的地域特征看,2006年外出劳动力中流向省外的达0.7亿人,占外出就业劳动力的一半左右(49.3%),居各类流向之首;省内县外流动就业的劳动力比例为31.5%,而乡外县内就业的只占19.2%。纵向来看,近10年来跨省流动就业趋势明显增强。1996年流向省外的劳动力比例为32.8%,2006年该比例增加了16.5个百分点。这表明区域经济差距在进一步拉大,省际间的外出务工净收益大大超过了省内,越来越多的农村劳动力愿意去外省打工。另一方面也说明,中西部地区农村外出劳动力在显著增加,因为跨省流动的劳动力主要集中在中西部地区。
(三)农村劳动力转移速率与经济增长周期波动密切相关。1997年亚洲金融危机之后,我国经济进入了一个调整时期,1998～2002年GDP增长率连续5年小于10%。之后,国民经济进入了平稳较快增长阶段,2003～2007年转移性收入四个部分。农民在本地或外出打工所获得的劳动报酬,被视为工资性收入。
单位:万人
(一)工资性收入已取代农业收入成为农民收入增长的主体。过去10年里(1986～1996年),工资性收入对农民收入增长的贡献份额只有24.8%,家庭经营农业收入的贡献份额为57.8%,农业收入是农民增收的主要来源。如表3所示:近10年来,工资性收入占农民人均纯收入的比重逐年提高,由1997年1%,农村劳动力非农就业增长0.866%,说明农村劳动力转移与国民经济周期波动密切相关。经济增长是农村劳动力转移就业的前提,经济增长加快时期,对农村劳动力就业的吸纳能力增强;反之,则弱。
二、农村劳动力转移已成为农民就业增收的主渠道
农民收入在统计上被划分为工资性收入、家庭经营收入、财产性收入和GDP增长率连续5年大于10%。受国民经济周期波动影响,农村劳动力转移也呈现出明显的阶段性。如表2所示:近10年农村非农产业从业人员年均增长5.3%,其中,前5年年均增长速率为4.1%,后5年年均增长速率达到6.6%,转移速度明显加快。农村非农产业从业人员占农村全部从业人员的比重,近10年累计提高15个百分点,其中前5年增加4.8个百分点,后5年增加10.2个百分点。从回归结果看,GDP增长24.6%上升到2007年的38.6%。10年间农民人均纯收入共增加了2050元,共中有1080元是由工资性收入贡献的,工资性收入对农民人均纯收入的贡献份额达到52.7%,已取代农业收入成为农民增收的主体。农业收入在农民人均纯收入中所占的比重也从2000年开始下降到50%以下。
(二)工资性收入的增长已成为农民收入增长的重要支撑。如表3所示:受宏观经济大环境的影响,近10年农民收入呈现出明显的阶段性变化。前5年,主要农产品价格大幅度下降,特别是1998～2000年,农业收入连续3年绝对减少。正是由于工资性收入保持了年均10.3%的较快增长速度,使得这一时期农民人均纯收入仍然维持了3.4%的名义增长率,工资性收入对农民增收的贡献率达到84.2%。2003～2007年,农产品价格形势好转,家庭经营收入有了较快增长。农民人均纯收入年均递增10.8%,其中,工资性收入年均增长了13.7%,家庭经营收入年均增长8.1%,工资性收入对农民增收的贡献份额达到了45.2%,仍高于家庭经营收入的贡献。可以说近10年来,工资性收入的快速增长,一方面弥补了前几年农产品价格下跌给农民收入带来的损失,另一方面也支撑了后几年农民收入的较快增长。
(三)工资性收入的高低显著影响农户家庭收入的相对地位。从横截面数据看,工资性收入水平愈高的农户,人均纯收入水平愈高,工资性收入对纯收入贡献比率愈大。如表4所示,按照人口五等份分组,2006年高收入组农户人均纯收入水平比低收入组农户高出6倍,而工资性收入则高出8倍。工资性收入对纯收入的贡献率随收入等级的上升依次提高,高收入组达到41.2%,比低收入组高出8.6个百分点。外出打工带来的工资性收入,显著改善了农户家庭在农村收入分布中的相对地位,使他们进入了收入分布的高端。
三、农村劳动力转移显著提升和改善了农民消费
农村劳动力转移不仅改变了农民的收入构成,也显著提升了农民的消费水平。同时,农村劳动力外出打工,经历城市文明的洗礼,其消费观念也会随之改变,进而对家庭和周围群体的消费模式产生影响。
(一)农村劳动力转移有助于农民消费结构的改善。工资性收入是农村劳动力非农转移就业所获得的劳动报酬,工资性收入占纯收入的比重可以从质量上衡量农村劳动力转移的程度,比重越高,转移程度越高;恩格尔系数是食品消费支出占全部生活消费支出的比重,用以衡量居民消费结构优劣程度,恩格尔系数越低,说明消费结构越合理。以农民消费的恩格尔系数为因变量,以工资性收入比重为自变量,根据散点图形,建立如下回归模型:y=a+bx。根据近20年的时间序列数据,采用SPSS软件对工资性收入比重和恩格尔系数进行回归拟合,得如下回归结果。
从回归拟合结果来看,恩格尔系数与工资性收入比重的拟合结果非常理想,R平方值达到0.977,且方程不存在自相关现象。从回归方程的意义看,工资性收入比重每增加1个百分点,恩格尔系数将下降0.904个百分点。这说明,随着工资性收入的提高,农民消费结构趋于优化。
(二)农村劳动力转移直接影响农民的消费行为。消费需求收入弹性是指在价格不变条件下,收入变动1%,消费需求变动的百分比,它反映了消费需求对于收入变动的敏感程度。以农村居民人均工资性收入为自变量,不同收入组别农户对各类消费品的入均生活消费支出为因变量,建立农村居民消费需求模型,得到不同收入组别农户对各类消费品的需求收入弹性。如表5所示:2007年与2006年相比,各组别对居住、家庭设备用品及服务均表现出较高的弹性(弹性大于1),说明当前农村居民对改善居住条件的意愿都比较强。同时,高收入组别农户对居住、家庭设备用品及服务、交通及通讯的消费需求收入弹性不仅都大于1,而且显著高于其他组别,说明随着转移就业获得的工资性收入增多,农民消费需求升级换代意愿强烈,对住、行的消费需求正呈现上升趋势,对衣、食等一般性的消费需求已相对饱和。
四、几点启示和判断
第一,农村劳动力转移有可能进入低速增长期。10年前,由于亚洲金融风波的影响,我国经济增长步入调整时期,GDP增速连续5年低于10%,农村劳动力转移就业速率开始放慢。当前,受国际金融危机的影响,我国经济增长速度已开始明显下滑。2008年GDP增长速度只有9%,经济增长开始步入周期波动的下行通道,就业问题比较突出。而经济的复苏需要一个过程,今后一个时期,农村劳动力转移就业形势不容乐观,有可能步入一个低速增长期或徘徊波动期。促进农村劳动力转移就业无疑将成为今后一个时期“三农”工作的重点和难点。
第二,农民持续增收难度明显加大。在当前就业岗位减少、工资率面临下降的情况下,构成农民增收主体的工资性收入增幅将呈下降态势,这势必影响农民收入的持续增长。受金融危机的影响,今年一季度,农民人均现金收入增速同比下降10个百分点,最直接的原因就是工资性收入增速大幅回落。从全年形势看,如果没有大的政策措施,今年有可能成为农民收入徘徊波动的起点。这势必影响十七届三中全会提出的到2020年农民人均纯收入比2008年翻一番目标的实现。因此,必须采取综合措施,千方百计防止农民收入增速下滑的趋势,努力促进农民持续增收。
第三,扩大农村消费必须瞄准农民消费需求转型特点。农村劳动力非农转移就业不仅直接增加了农民收入,也直接改善了农户的消费结构,影响了农户的消费行为。农村居民的消费需求在其转型过程中不仅具有共性,而且还具有很大差异性。因此我们在开拓农村消费市场时,必须瞄准农村居民消费需求变化特点,制定有针对性的政策措施。当前农村居民对改善居住和家庭设备的意愿非常强烈,这表明农村新一轮建房高峰期已经到来,抓紧农村住房改造和建设正当其时。对于那些外出打工的农民来说,工资收入提高的同时,交通和通讯的消费支出也显著的增加。因此,一方面要为他们的出行和信息获取创造条件,另一方面要开发一些具有刺激消费的商品和服务,满足农民日益增长的消费需求。
五、政策建议
(一)稳定和扩大农民工就业岗位,抑制农村劳动力转移速率的大幅下滑。中小企业是农民工就业的主要领域。在当前经济减速的形势下,稳定和扩大农民工就业,最根本的是要保住企业。最近一段时间,国家已出台了减轻企业负担、支持中小企业发展的政策,取消了100项行政事业性收费,并对困难企业实行“五缓四减三补两协商”,产生了积极的效果。从实施情况看,这方面还有空间,要继续研究出台更大力度减轻企业负担的措施,帮助企业渡过难关。同时,要进一步落实和完善促进中小企业发展的政策措施,构建中小企业持续健康发展的长效机制。
(二)大力发展小城镇,推进农村人口和劳动力向城镇转移。从趋势看,农村劳动力常年外出将成为常态,“候鸟式”的打工方式将向“迁徙式”转变。特别是二代农民工,他们既不愿意回乡,更不愿意务农。在大中城市难以大规模接纳农民工的情况下,小城镇兼具就业创业的便利和心理归属、文化认同上的优势,将成为新一代农民工置业、居住、生活的重要选择。从长远看,要富裕农民就必须减少农民。小城镇量大面广,是吸纳人口和就业的蓄水池。同时,小城镇基础设施、公用事业等建设投资需求巨大,特别是房地产业前景广阔,发展小城镇既可以释放出强大的投资需求,又具有较好的地区普惠性,有利于缩小城乡、区域发展差距。因此,应把小城镇建设作为增加就业、扩大内需的大战略,同时配之以城乡一体化改革,带动小城镇及其房地产业大发展。
(三)多措并举,促进农民持续增收。在外出就业形势严峻的情况下,促进农民持续增收,必须多管齐下、多措并举。不仅要努力稳定和开拓农民外出就业渠道,还要稳定和提升农产品价格,充分挖掘农业内部增收空间,同时,也要进一步加大财政转移支付力度,增加对农业和农民的补贴,完善农村社会保障制度,发展农村社会事业,增加转移性收入,减少农民的生活负担和后顾之忧。
(四)推进农村住房改造和建设,拉动农村消费转型升级。农民有了钱,首先要建房,特别是那些在外面打工挣到钱的农民,对居住的消费意愿强烈。上世纪80年代中期农村兴起的“建房热”成功地拉动了消费,按20年的建房周期看,当前也正值新一轮住房升级换代高峰。农民改善居住条件,既可以拉动钢材、水泥等建材消费,也可以拉动家用电器的需求,同时还可以增加就业岗位。目前国家正在实施游牧民定居工程和农村危房改造试点,但支持力度小、步子慢。建议将农民改善住房条件作为进一步刺激经济增长的重要措施。加快推进农村危房改造;制定和完善县域村镇规划,加大小城镇和中心村基础设施建设投入,引导有建房意愿的农民集中建房;鼓励金融机构开展农民建房、购房贷款业务,允许农民以新建住房作为贷款抵押;应允许农民利用农村的宅基地到小城镇置换廉租住房。
(五)积极发展农村公共交通,加强农村通讯设施建设。农民工外出打工不仅增加了家庭收入,也增强了城乡之间人员和商品的流动,改善了农村消费结构。目前我国农村公路建制村通达率只有77%,通畅率只有53%,农民出行还不是很方便。应适应农村消费结构改善的需求,大力发展农村公共交通,建立农村客运政策性补贴制度,提高公共客车通达率。进一步加强农村电网和通讯等基础设施建设,满足农民日益增长的物质文化需求,丰富农民群众精神文化生活。