关系结构

关系结构（精选12篇）

关系结构 篇1

一、服装结构与人体结构

服装结构设计是围绕人体, 为人体服务的。人体又是服装的载体, 是展示服装美和实现服装价值的根本, 两者相辅相成。从古至今, 人类为了适应各种自然环境和社会生活, 从原始无结构的缠绕、披挂式服装到如今款式变化繁多的服装, 从简单的连接成型发展成工艺精湛的服装, 由简陋的廓型发展成结构设计严谨的服装, 无处不显露人们对服装由感性认识到理性认识的过程。服装的结构是指服装系统内部各要素之间相互联系、相互组合, 以人为本, 遵循人体结构和体型特征, 研究服装的立体构成和平面分解的方法和规律。因此, 要对服装结构进行设计, 必须了解人体结构。人体造型是无边缘的封闭体, 体型起伏变化的交接线, 把人体划分为头部、颈部、肩部、胸部 (含乳部) 、背部, 腰部、腹部、臀部、上肢部和下肢部。在服装结构上, 由头部构成了衣服帽形, 由颈部构成衣服领形, 由肩部、胸部 (含乳部) 、背部, 腰部、腹部、臀部构成上衣衣身, 由上肢构成衣服袖形, 由腰部、腹部、臀部和下肢构成下装裤子、裙子。服装结构是人体的立体形态在平面制图中的反应, 其实质是研究衣片覆盖人体的方法和覆盖以后成衣展现的空间效果。

根据服装结构的需要, 为了使服装结构设计合理、比例准确、便于人体测量, 将人体的体表部位分别用点、线、面表示。点的设定应具有明显、固定、易测的特点, 一般点多选在骨骼端点, 突起点和肌肉的沟槽等部位。面的设定, 可将人体凹凸不平的曲面分为不规则的球面和双曲面。线的设定, 是根据人体体表起伏交界, 人体前后交界及人体对称性等基本特征, 形成体表结构线。人体点线面的形态就是服装结构设计的基础结构形式。例如, 在人体上颈肩点与肩端点的连线就是服装结构中前后衣片在肩部的分界线;肩部是服装的支撑点, 人体肩部呈球面状, 前肩部成双曲面状, 肩头前倾, 整个后肩呈弓形。肩部的特征决定了服装结构的肩部形状, 肩端前倾, 使服装的前肩斜度大于后肩斜度, 肩的弓形使服装后肩斜略长于前肩斜等等。

二、省道的作用

省是服装制作中对余量部分的一种处理形式, 省的产生源自于将平整的布料置于三维的人体上, 由于人体各部位曲面起伏、围度的落差、宽松度的调整以及适体程度的要求, 决定了面料在人体的许多部位呈现出多余的松散状态, 将这些多余量以一种集约式的形式处理便形成了省, 省的产生使服装造型由传统的平面构成转向了立体构成。人体并非是简单的圆筒体, 而是一个复杂的立体, 要使服装美观、合体, 就必须研究服装结构的处理方法。对原型通过剪切、旋转等, 采用省道、褶裥、分割等各种结构形式, 进行一定的结构处理, 便可塑造出美观贴体的造型。省是对服装进行立体处理的一种结构形式, 是表现人体曲面的重要手段, 是服装由面料变成成衣的造型需要。省道缝合后, 可以使平面的面料形成圆锥面或圆台面等立体造型, 达到或近似达到人体曲面部位要求。在服装结构设计中常常会采取遇缝转省的方法, 以达到或类似人体曲面部位的要求。服装结构设计中常考虑到人体凸出部位有胸高、肩胛骨、腹部、臀部等, 为这些凸出部位设置相应的省位, 如胸省、肩省、腹省、臀省等。在结构设计中, 根据人体不同特征的凸出部位, 省的形状也不同。胸高明显, 位置确定, 所以胸省省尖位置明确, 省量较大。肩胛骨凸起面积大, 无明显高点。腹部和臀部呈带状均匀分布, 位置不明显, 所以腰省和臀省的设计较为自由, 省的个数、省尖方向、省的长短等都可按照需要进行调整。省的形状设计与人体表面的不规则曲面有着密切的关系。人体表面形状复杂, 由凹凸的曲面组合而成, 省线可随之设计成各种形状, 从而更加适合该部位呈现出凹凸曲面, 并可通过归拔处理使服装更加符合人体的曲面形状。因此, 为了使服装符合人体曲线美, 省道在服装结构设计中无处不在, 起着举足轻重的作用。

三、服装放松量

人体的运动将控制服装最低放松量的多少。人的大部分时间都处于活动状态, 而人体的活动会带来人体各体块之间关系的变化, 带来人体各部位尺寸的变化。服装的放松量就是为了适应人体的变化而设置的, 掌握人体各部位的活动方式与幅度, 对结构设计中放松量的确定有重要作用。服装与人的关系, 是服务与被服务的关系, 即要使服装合体实用。首先, 要对人体的体形作认真的观察和测量, 在这些所测得的数据基础上, 根据服装的功能用途、款式造型进行加放, 这就是服装的放松量。在此基础上进行服装的结构设计。人的头部要呼吸, 四肢要劳作运动, 所以必须将人的头、收、脚部位从服装中释放出来, 因而进行结构设计时, 必须将领口、袖口、裤口、裙摆等部位开放, 使人的头和四肢可以自由的进出于服装, 并且可以随意的活动, 以满足人体的机能性, 即实用性, 这也是服装最原始的目的。

时代改变了人们对物质生活的需求, 也改变了对服装的观念, 服装不再是单纯的蔽体物件, 而是作为一种服饰文化进入我们的生活当中, 为人们所用。在满足人类衣着功能的同时按照扬长避短的原则, 美化和装饰人体, 更好展现人着装后的体态气质, 为人体服务。例如, 人体的上、下肢有伸屈、回旋运动, 躯干有弯曲、扭动运动等, 这些运动都会引起运动表面长度的变化。如果这种表面长度是伸长变化就必须在该部位放一定的松量。影响服装加放量应受到以下几个因数的影响:1.外套内衣服的总厚度, 2.不同地区的生活习惯和地区环境, 3.款式特点和要求, 4.衣料的性能和厚度。5.工作性质及活动需要, 6.个人爱好与穿着要求。例如, 胸围松量主要考虑生理放松量和运动放松量。生理放松量:据相关资料测得成人 (胸围为85cm) 作深吸气时, 胸围的变化量为0.9~4.8cm, 平均为2.1cm;作深呼气时, 胸围变化量为1.0~0.2cm, 平均为0.8cm, 两者相加为3cm。再考虑皮肤弹性因素, 得出胸围最小松量为4cm左右;运动放松量:当人体手臂向前运动时, 男女背部体表均有28%的伸长率;人体屈背手臂向前交叉抱于胸部时, 胸部有的伸长率;平时一些生活中的小动作如吃饭等也有10.3%左右的伸长率, 所以考虑日常活动, 服装的背部松量约为3.5m。所以, 服装胸围的放松量应为8~10cm, 这也是结构设计胸围所采用的基本放松量。

综上所述, 一个专业的服装结构设计人员要掌握人体的轮廓构造特点, 从而满足人体两大功能要求:第一, 服装必须满足美化人体的功能;第二, 服装必须满足人体运动性的功能。服装不是对人体外形形状的简单复制, 而是对人体复杂的外形轮廓的简单化、平整化及修饰等。服装要按照人体制作, 而又不能完全等同于人体。“人的体型特征是服装结构的依据, 人体体表的起伏决定服装收省的位置和程度”;人体的运动将控制服装最低放松量的多少等。因此, 要掌握服装结构设计原理, 必须对人体的有个很好的认识。

关系结构 篇2

[关键词]产业结构;土地利用结构;格兰杰检验;西安市

产业结构是指各产业的构成及各产业之间的联系和比例关系。各产业部门的构成及相互之间的联系、比例关系不尽相同，对经济增长的贡献大小也不同[1]。而城市土地利用结构则是指各种城市土地利用类型在总土地面积中所占的比例。城市的产业结构是决定城市经济功能和城市性质的一个重要因素，而城市产业结构的相互转换首先通过相应的城市土地利用结构变化得到反映。因此，在对城市产业结构进行调整，重新配置城市土地利用结构的时候，必须充分考虑城市产业结构和城市土地结构的相关性，使得合理的城市土地利用结构与城市产业结构的不同发展阶段相适应[2-5]。

1产业结构和土地利用结构演变分析

1.1产业结构演变分析

产业结构揭示了各个生产要素在产业部门之间的分配情况以及他们之间相互依存、相互制约的关系，产业结构可以分为静态结构和动态结构。静态产业结构是指在一定时点上各产业资源配置、转化和产出构成[6]。通过对2008年西安市产业结构与国内发达地区产业结构的比较，发现西安市第三产业比重远远落后于这些地区。

而动态的产业结构则是指随着时间的推移，产业结构各组成部分之间的转换，根据产业结构演变理论[7]，产业结构演变是从一、二、三产业到二、三、一产业，然后再发展到三、二、一产业的产业结构演变过程。由于本文主要是研究城市土地利用结构和产业结构之间的相互关系，因此本文主要关注的二、三产业的演变过程。据此本文分析了1998～2008年西安市二、三产业的演变过程，见图1。

图1 1998-2008年西安市二、三产业产值比重变化从1998年到2008年，西安市的GDP总量从526亿增长到2190亿元，总量增长了1664亿元。在此其间，西安市经济总量不断增加，经济增长速度不断加快，通过对1998～2008年西安市二、三产业所占GDP比重变化的分析可以看出，西安市的产业结构变化呈现出第二产业比重逐步上升，第三产业比重波动上升的趋势。

1.2土地利用结构演变分析

为了能够客观的反应西安市土地利用结构的动态变化情况，本文收集了1998～2008年间西安市城市9种类型土地的变化情况。从1998年到2008年间，西安市9大城市土地利用类型均出现了不同程度的变化情况，有的土地利用类型的比例基本保持不变，有的出现了增长的情况，有的则出现了下降的情况。出现增长的土地利用类型主要包括:公共设施用地从1998年的17.36%增长到2008年的20.22%，道路广场用地从1998年的2.6%增加到2008年的15.72%，市政公用设施用地从1998年的1.6%增长到2008年的2.53%，绿地面积由1998年的1.78%增加到2008年的6.12%，特殊用地面积由1998年的1.65%增加到2008年的1.91%;城市土地利用比例降低的主要包括:居住用地面积由1998年的42.15%下降到2008年的33.07%，工业用地面积由1998年的21.53%下降到2008年的17.39%，仓储用地面积由1998年的5.17%下降到2008年的0.96%，对外交通用地面积由1998年的6.17%下降到2008年的2.09%。造成这些现象的主要原因包括以下几个方面:(1)近年来西安市居住用地的容积率不断提高，城市土地利用强度的不断增大，从而间接的增加了居住面积，所以居住用地面积在城市土地利用结构中的比例不断下降;

(2)西安市遵循产业结构演化的规律以及城市土地优化配置理论的要求，将工业产业从城市的中心区域迁移到郊区，为商业、服务业等对区位条件要求较高的第三产业腾出发展空间，所以工业用地面积和仓储用地面积等在土地利用结构中所占的比例是不断下降的;

(3)由于近年来城市发展的需要，西安市加强了道路等基础设施的建设，并对城市环境进行了改善，所以公共设施用地、道路广场用地、市政公用设施用地以及绿地等在土地利用结构中的比例都有不同程度的提高。

2城市土地利用结构和产业结构相关分析

2.1土地利用结构与产业结构的结构变化率分析

结构变化率是衡量结构变化程度的重要指标，其计算公式如下:Di=騨i=1|Gt-G0|式中:Di为结构变化率，G0为基期结构，Gt为t期结构，n指的是几种类型，首先根据此公式计算历年西安市产业结构和土地利用结构的变化程度，然后用偏差系数对两者结构的差异进行分析。

1998～2008年西安市产业结构变化率的计算结果表明(表1)，从总体上来说，西安市产业结构变化率呈现上升的趋势，但是变化的幅度不断缩小，说明西安市的产业结构变化不断趋于稳定。

1998～2008年西安市土地利用结构变化率的计算结构表明(表1)，西安市土地利用结构变化率从整体上来说呈现上升趋势，增减的幅度趋于减少。历年的变化以2004年为界，之前呈现上升趋势，之后则呈现下降趋势。

产业结构与用地结构的偏差系数是指产业结构变化率与用地结构变化率之差的绝对值，偏差系数越大，说明产业结构与土地利用结构的差距越大，反之亦然。从表3可以看出，偏差系数从1998年的1.83%增加到2008年的4.68%，说明西安市城市土地利用结构变化的速度较快，产业结构变化较土地利用结构变化较慢，产业结构变化具有滞后的性质。

2.2产业结构与土地利用结构的变化因果关系检验

通过协整检验发现，虽然西安市的产业结构变化和土地利用结构变化之间存在着稳定的长期关系，但是它们之间是否存在因果关系，以及因果关系的方向如何却并不明确。为此，本文采用Eviews软件对这些变量之间的关系进行了格兰杰因果检验，鉴于观测值较少，因此本文取显著水平α=0.2，检验结果见表2。

计算结果表明，城市土地利用结构的变化快于产业结构的变化，西安市土地利用结构的变化是引起产业结构变化的原因，因此在对西安市产业结构进行调整时，可以通过城市土地利用结构的调整，使得土地资源可以得到优化配置，从而带动产业结构的调整.3土地利用结构和产业产值的关系分析

土地利用结构信息熵可以综合反映某区域在一定时段内各种土地利用类型的动态变化及其转换程度，因此，土地利用结构的信息熵就可以用来表示城市土地利用结构的指标值。本文通过对城市土地利用结构的信息熵与二、三产业产值之间的分析来讨论西安市土地利用结构与产业产值之间的关系。

3.1基于信息熵对城市土地利用结构的分析

城市土地利用结构的信息熵计算公式如下:H=-9i=1PilnPi式中:H表示城市土地利用结构的信息熵值，Pi表示第i种土地占城市建设用地免得百分比，根据《城市用地分类与规划建设用地标准》，将城市土地分为居住、工业、交通、道路广场、公共设施、市政、绿地和其他用地等9类。土地利用结构的信息熵值可以反映土地利用的有序程度，信息熵越大表示土地利用的有序程度越低，反之亦然。计算结果见表3。

3.2城市土地利用结构与产业产值的关系分析

对1998-2008年西安市第二、三产业的产值与城市土地利用结构的信息熵值进行线性回归，可以得到以下方程:H=1.567 175-0.002 116c2+0.002 121C3式中:H表示城市土地利用结构的信息熵值。C2和C3分别表示西安市第二产业和第三产业的产值。从统计学的角度来看，常数项和变量都通过了t检验，从方程的整体显著性来看，R2=0.856978，F=23.96771。

因此方程符合统计意义的检验，这表明第一产业产值和第三产业产值对城市土地利用结构的信息熵值有着显著的影响。从上述的方程可以看出，第二产业产值与城市土地利用结构的信息熵值呈负相关，而第三产业产值同城市土地利用结构的信息熵值呈正相关，并且从回归的系数来看，第三产业对城市土地利用结构的影响要大于第二产业。造成这种现象的主要原因是第三产业用地的增加和产业结构的调整，所以说，二、三产业占地比重的高低是造成城市土地利用结构空间分异的主要因素。

4结论与建议

(1)通过对西安市产业结构和土地利用结构的变化分析可以得出，第二产业和第三产业在产业结构中所占的比重都是上升的;西安市目前的土地利用结构存在很多不合理的地方，必须加大对土地利用结构的调整力度，而从纵向的角度来看，西安市9大城市土地类型存在不同方向和不同程度的变化。

(2)以1998年为基期，采用结构变化率分析了西安市产业结构和城市土地利用结构的结构变化率，发现西安市土地利用结构变化率快于产业结构变化率，产业结构变化率具有滞后的性质，并采用格兰杰因果关系检验分析了城市土地利用结构同产业结构的因果关系，发现城市土地利用结构的变化是造成产业结构变化的原因。

(3)运用土地利用结构的信息熵值和二、三产业之间的产值分析了土地利用结构和产业产值之间的关系，发现第二产业、第三产业的产值变化分别与城市土地利用结构的熵值变化呈负、正的相关关系，并且第三产业产值的变化对城市土地利用结构熵值变化的作用程度要大于第二产业的产值。

参考文献

关系结构 篇3

关键词：实体经济结构银行结构经济增长

一、文献综述

齐美东（2008）将银行业结构定义为，构成银行业的卖者（银行）相互之间、买者相互之间以及买者和卖者集团之间诸关系的因素及其特征。简单来说，银行结构反映了银行业的垄断和竞争关系。

长期以来，经济学家已经认识到金融市场，特别是银行结构对一国的经济增长起着至关重要的作用。但是，令各位学者的意见产生分歧的是，经济增长依赖于垄断的银行结构还是分散的银行结构。Guzman（2000）就类似的讨论内容划分为两类：局部均衡模型和一般均衡模型。前者的代表人物主要是Petersen和Rajan、Zingales，认为垄断的银行市场结构会通过选择利率水平和信贷配给来减少信息不对称带来的麻烦和防范道德风险的发生。然而，一般均衡模型认为垄断的银行结构所带来的成本很有可能超过它所带来的好处（Guzman，2000；Cetorelli and Peretto，2000）。

学者们之所以争论不休大多是因为忽略了金融结构（这里特指银行业结构）与实体经济结构的匹配问题。所谓实体经济结构，是指要素禀赋结构以及由此决定的产业结构。林毅夫、章奇、刘明兴（2003）认为，银行体系对经济发展和增长的作用，只能通过它是否满足了实体经济的需要来判断，即二者是否匹配，而不能将实体经济与金融体系割裂开来，抽象的讨论金融体系的作用。

那么，怎样的银行业结构才算做是与实体经济结构相匹配呢？林毅夫、姜烨（2006）认为，以资本较为雄厚的大型企业为主的实体经济结构应当配备较集中的银行业结构，以劳动力为优势的中小企业为主的实体经济结构应当配备较分散的银行业结构。原因有二：从规模经济来看，大银行给大企业贷款有利于降低单位贷款处理成本，实现规模经济；从信息优势来看，中小金融机构（如中小银行）在为中小企业提供服务方面有信息上的优势（林毅夫、李永军，2001）。

除了在理论界争论不休之外，许多学者进行了实证研究。林毅夫等人通过对全球制造业1980-1992年数据的经验分析，证明了一国银行结构必须要与实体经济结构相匹配才能促进经济增长，即实体经济中大企业比重越大，银行结构越趋于集中。王红（2005）通过1986-2003年时间序列数据的回归分析，显示我国较高的银行集中度对经济增长有负的影响。苏国强（2007）、马钦玉等（2008）也认为我国银行结构表现出的较垄断的特性不利于我国经济增长。而秦凤鸣（2004）则认为合意的银行业结构既不是自由竞争也不是高度垄断，现在很多国家在这方面表现出了趋同性。林毅夫、孙希芳（2008）克服银行业结构可能存在的内生性问题，运用1994年启动的国有银行商业化改革的政策因素构造了工具变量，最后得出中小金融机构市场份额的上升对经济增长具有显著的正向影响。

综上所述，我们可以看到还未有学者将某省份作为对象来研究实体经济结构、银行结构与经济增长的关系，本文将选取湖北省作为研究对象，通过1985-2007年的时间序列数据来进行该领域的实证分析，试图得出湖北省实体经济结构与银行结构是否匹配的结论以及对经济增长的影响。

二、模型与数据

1.模型及变量的设定

我们以柯布-道格拉斯的生产函数为基础，利用湖北省1985-2007年有关的时间序列数据，建立基本的计量模型为：

在该方程中， 是截距项， 是残差项。GDP为湖北省人均国内生产总值；L为年末社会劳动者人数，用以表示劳动投入；K为资本投入，用全社会固定资产投资来表示；BS是银行结构，本文选取四大国有银行的本币存款余额与所有银行本币存款余额的比值来表示，用公式表示是： ；ES是表征实体经济结构的变量，用国有及国有控股企业的工业产值与工业总产值的比值表示，比值越大表示该实体经济结构是以国有大企业为主体的。

除上述变量外，根据林毅夫的研究模型，我们还使用了BS*ES这一交叉变量，其目的是为了研究经济结构与银行结构的匹配程度对经济增长的影响。

2.数据的选择

有关表征实体经济结构变量的数据是选自1985-2008年《湖北省统计年鉴》，《湖北经济辉煌15年》，有关金融数据选择2006年《湖北省金融年鉴》、1985-2008年《中国金融年鉴》，还有一些缺失的数据来自高校财经数据库（www.bjinfobank.com）。将这些资料汇总，计算、编制出湖北省1985-2007年有关的时间序列数据。在此特别说明，2000年~2002年的中国工商银行、2003年的中国建设银行以及2006~2007年中国建设银行、中国银行在湖北省的当年存款余额无法得到，故适当使用趋势预测法结合指数模型预测法进行了合理预测。

四、计量结果和分析

1.计量模型的建立

用最小二乘法进行回归，回归结果见表1

表1

Dependent Variable: LnGDP

Method: Least Squares

Sample: 1985 2007

Included observations: 23

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C-5.2437763.280197-1.5986160.1273

Ln(L)1.1554400.4827162.3936250.0278

Ln(K)0.5804790.0780137.4408020.0000

BS1.9968491.0288031.9409440.0681

BS*ES-2.1801401.200763-1.8156290.0861

R-squared0.990069Mean dependent var8.172130

Adjusted R-squared0.987862S.D. dependent var0.900556

S.E. of regression0.099217Akaike info criterion-1.593348

Sum squared resid0.177193Schwarz criterion-1.346501

Log likelihood23.32350F-statistic448.6154

Durbin-Watson stat1.017322Prob(F-statistic)0.000000

表1显示BS和BS*ES两个变量未通过t检验，但是这四个变量联合起来对GDP 的影响程度却高达0.99（R²），除此之外，相对于单个解释变量对GDP的回归而言，上述模型中Ln(L)和Ln(K)的参数值被改变较大，所以认为该模型存在多重共线性，客观上存在优于现存模型的模型。

下面，采用逐步回归法改进模型，根据新加入的变量如能明显改进原模型的R²就将其保留这一原则，最后确定了Ln(K)和Ln(L)为模型的基础变量。在此基础上，当加入BS时，虽未明显改进R²，但却未对模型产生负面影响，因此可以保留BS。但当加入BS*ES变量时，模型的R²显著减小，且原模型中显著的Ln(K)和Ln(L)变量也不再显著。另外，当单独做LnGDP和BS*ES的回归时，该解释变量也没有通过t检验（如表2），因此，模型中应剔除该变量。

表2

Dependent Variable: LnGDP

Method: Least Squares

Sample: 1985 2007

Included observations: 23

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C12.184190.42550228.634880.0071

X-9.0466380.941146-9.6123610.1530

R-squared0.814811Mean dependent var8.172130

Adjusted R-squared0.805992S.D. dependent var0.900556

S.E. of regression0.396662Akaike info criterion1.071475

Sum squared resid3.304151Schwarz criterion1.170214

Log likelihood-10.32197F-statistic92.39749

Durbin-Watson stat1.101465Prob(F-statistic)0.000000

综上所述，模型最后的形式为：

2.对模型结果分析

保留了BS变量，说明银行结构对经济增长有一定贡献率，而BS*ES变量的剔除则说明实体经济结构与银行结构并不匹配，结合湖北省的实际情况分析，这一点并不难理解。

查阅大量的文献资料可以看出，湖北省作为老工业基地，其工业的支柱作用非常明显，其实体经济特性是资本密集型而非劳动密集型。经过多年的发展，早已形成了我国中部地区以冶金、机械、纺织为主干，轻工、化工、电子、建材具有一定规模，门类较为齐全，配套发展的综合性工业基地，因此，湖北省一直以大力支持国有及国有控股工业企业为主要的发展模式，也就是说，湖北省的实体经济结构是以国有大型企业为主的，这一点也可以从国有工业企业对GDP的贡献率看出来（如表3，显示2004年湖北省17个市国有企业对经济增长的贡献率），而且，国有及国有控股企业与经济增长的相关系数达到0.97126，大于非国有企业与GDP相关系数0.7123。

表3

综上所述，湖北省的基本情况是银行集中度虽仍然较高，四大国有银行的市场份额仍然超过50%，但是却呈逐年下降的趋势，表明银行结构是日趋分散的。而实体经济结构却仍是国有大企业占主导地位，说明湖北省的实体经济结构与银行结构不匹配，未能成为经济增长的强大动力。

五、政策建议

我国近几年倡导大力发展中小银行、大力发展中小企业，但是在湖北省却呈现了二者不同步的现状——银行集中度下降，中小银行渐渐成为经济增长的生力军；而实体经济结构却未与银行结构匹配，国有大企业仍占据主导地位，中小企业仍然存在贷款难、难发展的瓶颈。因此，作者建议湖北省应加大力度支持中小企业的发展，立足比较优势——资本，培养竞争优势——劳动力，从而使银行结构与实体经济结构相匹配，促进我省的经济增长。

参考文献：

[1] 王红.银行结构与经济发展：中国银行业的实证分析[J].经济学家，2005.

[2] 秦凤鸣.中国银行业结构的合意性[J].金融研究，2004.

[3] 林毅夫、姜烨.经济结构、银行业结构与经济发展[J].金融研究，2006.

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[5] 林毅夫、李永军.中小金融机构发展与中小企业融资.经济研究，2001.

[6] 林毅夫,章奇,刘明兴.金融结构与经济增长：以制造业为例[J].世界经济，2003

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[8] 苏国强.银行结构与经济发展[J].时代经贸，2007.

[9] Guzman,Mark G (2000):”The Economic Impact of Bank Structure:A Review of Recent Literature”,Economic and Financial Review , Second Quarter,2000.

关系结构 篇4

句子作为交际单位, 表达相对完整的思想。因此, 对句子的研究历来受到语言学家的青睐。句子的结构模式和句子的语义结构反映了同一语言符号的两个方面, 即句子的形式与意义。从形态角度看, 句子形式方面的符号就是句子的结构模式;从语义角度看, 句子内容方面的符号就是句子的语义结构。

一、句子结构模式与语义结构

句子结构模式是一种抽象样板, 它由造句所必需的最小数量的成素组成。«80年语法»认为, “述语性基础 (предикативнаяоснова) 也叫结构模式 (структурнаясхемапредложения) , 指有形式结构与语言意义的句法模式。它是从无数具体句子抽象出的, 又是造非扩展 (最基本的) 句子的依据。 (信德麟, 张会森, 华劭2000:493) 句子结构模式是对句子形态组织描写的一种新形式, 是从形态角度对句子进行的抽象。如:Отецслушаетмузыку.可抽象为:名词第一格+行为动词+补语。句子的语义结构是从语义方面对句子信息内容类型的概括, 注意到了句子中词的词汇意义, 具有概括的类型意义, 上述句子可概括为主体的动作。

1. 不同的结构模式可表示相同的语义结构。如:

Тишина.其结构模式为N1 (静词句) ;Стоиттишина.其结构模式为N1—Vf (主谓句) 。它们的语义结构都表示存在着某种事物表现的状态。

类似的情况还有:Егоневидать.结构模式为Inf (不定式句) ;Егоневидно.其结构模式为Praed (副词句) 。

2. 同一个结构模式可能有几个不同的语义结构。如:

结构模式为Inf (不定式句) 可表示四种不同的语义结构。

(1) 表示希望出现某种状态的意义。如:Хорошетьнашемугороду![我们的城市定会日臻美好!]

(2) 表示主观上认为是合理的、及时的。如:Ещёразувидетьеё![顶好能再一次见到她!]

(3) 表示生理上的感觉, 理性上的领悟、认知。没有必然先决的意义, 而有性质评价鉴定的因素。如:Этомуконцаневидать.[这事没头儿。]

(4) 表示客观动作、状态的同时, 兼含主观态度与评价。如:СтранныелюдиэтиКрессе!Сказатьпримальчишкетакуювещь! (Булг.) [这些克列谢真是怪人!竟当着孩子说这样的事!]

二、句子结构模式的语义 (模式意义) 和句子的语义结构

语义结构是一种抽象出来的语言意义, 与模式意义相比, 较具体, 明确。如:

(1) Поездидёт.[火车在行驶。]

(2) Ребёноквеселится.[小孩高兴。]

(3) Собакикусаются.[狗咬人。]

上述三句中共同模式意义是“主体及其特征 (动作与过程状态) 之间的关系。由于各句子中词汇意义不同, 其语义结构分别表示“主体及其动作”, “主体及其状态”, “主体及其性能”。

三、语义结构决定结构模式

从理论上讲, 句子的语义结构应决定结构模式。因为它们之间的关系是内容与形式的关系, 即前者是第一性的, 后者是第二性的, 是从前者派生的。但在80年«语法»中没能解决好这一关系。如:

Явстретилего.按80年«语法»只能归纳到N1-Vf的结构模式中Явстретил。由此可看出, 语义结构似乎是由结构模式决定的, 这样, 在实践上必然无法生成信息完整的句子, 在理论上颠倒了句子语义结构与其结构模式的派生关系。

结语

在一般情况下, 结构模式和句子的语义结构二者是对等的, 即每个结构模式总是有其相应的语义结构。但有时二者又往往不对等。这也说明意义与形式都具有无限性和它们之间关系的复杂性。同一意义可以有多种的表现形式, 同一形式也可以表现或容纳不同的意义。

参考文献

[1]Русска яграмматика, АН СССР, М., 1980.

[2]信德麟, 张会森, 华劭, 苏联科学院1980年《俄语语法》简编[M], 北京, 外语教学与研究出版社, 2000:490-493.

[3]程雨民, 《语言系统及其运作》[M], 上海, 上海外语教育出版社, 1997:3-8.

[4]宁琦, 《现代俄语简单句的结构模式、语义结构及模型》[J], 《中国俄语教学》1998年第4期.

关系结构 篇5

Y=0.026+18.145X1+116.81X2

R2=0.96，F=69.01>F(2，7)=4.74

Y= 0. 026+ 18. 126X1+ 117. 74X2

在此过程中，方程式明显成立，并且显示贸易结构变化对经济的增长有着很重要的影响，两者之间存在着必然的联系，贸易结构越完美，也就是说贸易结构越向正面方向变化，其对促进经济增长的作用就会越大。 接下来利用斯皮尔曼相关系数证实贸易结构对经济增长的关系。斯皮尔曼相关系数是根据等级资料研究两个变量间相关关系的方法，能够反映出两个变量之间的相关程度。这里选用的研究数据是历年来实际人均国内生产总值，还有工业制成品进出口在我国进出口总量的比重。

工业制成品占进出口总量的比重与人均GDP的斯皮尔曼相关性分析，下面进行运算，我们用V来表示人均国内生产总值的大小顺序，用U1、U2分别表示工业制成品进出口在我国进出口总量中比重的大小排序。对其进行计算，表达式分别为：D1=U1-V，D2=U2-V，D2^2和D1^2，D2^2的合计。计算的斯皮尔曼相关系数为：，其中n的值为31。

结论

本文通过对我国贸易结构和经济增长关系的研究，得出以下结论：贸易结构越完美，其对促进经济增长的作用就会越大。我国的工业制成品的出口占出口总量的比重越来越大，其进口占进口总量的比重越来越小，说明我国的贸易结构在不断的完善。工业制成品出口占出口总量的比重和我国人均生产总值呈显著正相关，也就说明工业制成品出口占出口总量的比重与经济增长呈显著正相关，即工业制成品出口占出口总量比重越大，人均国内生产总值越大，经济增长的速度就越快。

参考文献：

1.刘钻石，张娟.加工贸易对中国出口贸易技术水平影响的实证分析―基于中国省际面板数据[J].当代财经，2010(4)

2.吴献金，黄飞，付晓燕.我国出口贸易与能源消费关系的实证检验[J].统计与决策，(16)

3.林运波.以环境保护优化经济增长确保经济社会又好又快发展[J].资源环境与发展，2008(2)

4.程宝栋，田园，龙叶.产业国际竞争力：一个理论框架模型[J].科技和产业，2010(2)

5.苏振天.安徽省产业结构与进出口互动关系实证研究[J].财贸研究，2010(3)

6.肖建清.对外开放、产业集聚与区域经济增长：理论模型与实证研究[D].暨南大学，

7.谭肖肖.中国对外开放战略演进及新开放观探究[D].中国海洋大学，2010

关系结构 篇6

一、资本结构对公司治理结构的影响

在企业融资过程中，随着企业资金的转移会发生权利、义务的变化，这就必然要对资金的运用、收益、分配和控制等相关的责权利关系做出界定。在整个过程中，股东为保护自身的利益，一方面，要采取措施调动经营管理者的积极性；另一方面，又要对其进行必要的监督和约束，而这恰恰正是公司治理内容的核心要点。简而言之，企业资本结构对治理结构具有决定性作用。

资本结构是指企业长期资本的构成及其比例关系，即权益资本和债务资本两种资本的比例，也就是S/D，直接决定着公司控制权在股东和债权人之间的分配和转移。如果S/D>1，权益资本大于债务资本，表明公司的控制权掌握在股东手中，在日常经营过程中，公司的经营者为了追求股东权益最大化，会选择高风险的经营模式，但由于经营者的行为会受股东控制和约束，难以发挥其主观积极性。股东尤其是大股东实施干预所获得收益远远大于监督成本，大股东就会有动机对企业实施控制，则往往通过“用手投票”来进行控制和干预。如果S/D<1，表明公司的债务资本大于权益资本，公司的控制权较为分散。在分散的股权结构下，公司的监督成本较高，而收益却被所有股东所共享，因而往往产生“用脚投票”的现象，用以反映公司对经营者行为的控制和干预。在这种情况下，公司的主要任务是偿还债务，偿还债务的需要可以减少管理者为自己谋利的机会。当公司的资产负债率为零时，公司管理层对资产的自由支配权最小，进而积极性最低，所以权益资本的代理费用最高；当引入负债时，会降低权益资本的代理费用，虽然债务资本的代理费用也会随之上升，但是适度的负债率会使降低权益资本的代理费用超出上升的债务资本的代理费用，进而可以使总代理费用最低，从而影响治理效率。

因此，资本结构不仅仅是融资单方面的问题，它还涉及公司控制权在不同利益相关者之间的配置问题。所以，有什么样的资本结构就有什么样的治理结构，资本结构的合理性确定是公司有效治理的基础。

二、公司治理结构对资本结构的影响

公司治理结构是一种对公司进行管理和控制的结构体系，它不仅规定了公司的各个参与者的责任和权利分布，而且明确了决定公司决策时所应遵循的规则和程序。公司治理结构会影响公司对融资方式的选择，进而直接决定公司的融资结构。因为在不同的公司治理结构下，公司的所有权和控制权在不同权益主体之间的配置和分布不同，拥有控制权的各权益主体必然会运用自己所掌握的权力对公司融资方式的选择施加影响，以维护自己的利益。公司治理的内部结构，如股权集中度、管理层持股、董事会规模等治理机制对于资本结构都有非常明显的影响。

首先是股权集中度会影响资本结构。如图1所示，如果企业股权高度集中，股东为追求股东利益最大化，就会利用一切手段积极、主动地监控经营者的行为，属于高度内部监控，因而治理成本低，但由于股权高度集中，投资风险大，风险成本高。因此，其在融资方式的选择上有可能推崇股权融资，以分散投资风险，减少风险成本。随着公司股权的日趋分散，治理成本会不断上升，大股东为了防止控制权的进一步稀释以及治理成本的上升，在融资方式的选择上又会倾向于负债融资。

管理层持股也会影响资本结构。在高层管理人员持股情况下，其利益与股东利益相一致，这样就会倾向于债权融资。由于债权人与企业之间信息的不对称，就会让管理层产生道德风险，这样管理层就会选择高风险的项目，损害债权人的权益。

另外，董事会规模的大小也会影响资本结构。企业如果采用股权融资，股权分散，由于沟通和协调上的问题，很难使股东达成意见上的一致，那么公司为协调各方面利益而必须付出昂贵的交易成本；而负债融资不会稀释股东的控制权，这样会比较容易使各位股东接受。这样在董事会规模较小的情况下，股东人数较少，意见容易达成一致，公司会选择股权融资，。而董事会规模较大的公司，股东人数较多，不愿意稀释股权，会倾向于选择负债融资。

综上所述，公司治理结构和资本结构存在密切的关系，两者相互影响，在现实中单单研究某一个方面，是不可能的，交叉学科的研究越来越深远。希望在研究二者关系的过程中，找到新措施以实现我国资本结构的优化和公司治理结构的完善。

参考文献：

［1］梁红：《中小企业资本结构与治理结构相关性研究》，《财会通讯》2010年第6期。

［2］赵咏梅：《浅议我国上市公司资本结构对公司治理的影响》，《生产力研究》2010年第4期。

［3］曹婷：《资本结构与公司治理的研究综述》，《山东商业会计》2008年第2期。

［4］陈斌：《论资本结构和公司治理的完善》，《学术交》2007年第7期。

［5］田保国：《资本结构与公司治理关系分析》，《河南科技》2007年第6期。

［本文系陕西理工学院引进人才科研启动项目（编号：SLGQD

0772）的阶段性研究成果］

关系结构 篇7

一个国家的产业结构, 实际上是其生产要素禀赋及其利用方式的综合反映, 而对外贸易是产业结构在空间范围上的扩展, 两者是一种“原像”和“镜像”的耦合关系。[1]对外贸易之所以能够带动产业结构升级, 是因为对外贸易活动的规模经济效应有利于技术进步的积累, 从而完成产业结构的优化和对外贸易结构的升级。

国内外学者对于贸易与产业之间关系的研究, 大多数都集中于进、出口对于经济增长的影响方面, 而关于对外贸易结构与产业结构之间关系的直接研究并不多见。潘文卿、李子奈 (2002) 利用统计支出法和线性回归模型, 测算出1990～2000年间, 我国进、出口对于GDP年平均增长率的贡献, 分别为-18.7%和3.5%。[2]蓝庆新、田海峰 (2002) 通过对贸易结构变化和经济转型增长的实证分析, 证明贸易结构变化和经济增长转型之间存在着相互促进、相互依赖的显著线性相关关系。[3]吴振宇、沈利生 (2004) 利用投入产出模型, 从供给和需求的角度, 分析1998～2001年间的进口和出口对GDP的贡献, 进口贡献率从1997年的9.03%, 上升至2001年的11.6%, 呈逐年上升现象。[4]姜茜、李荣林 (2010) 从对外贸易结构和产业结构的相关性入手, 分析了1987～2007年劳动密集型行业和资本密集型行业与对外贸易结构和产业结构的长期和短期关系, 结果表明, 我国对外贸易结构与产业结构的相关性较高。[5]

现有文献较多的是研究贸易结构和产业结构对经济增长的影响, 而在贸易结构对产业结构影响的实证研究上, 也大多局限于三次产业划分的基础之上, 较少进行对外贸易对产业结构中占据最大份额的制造业的关系进行研究。在研究方法上, 多是应用回归分析法。因此, 本文从对外贸易结构与制造业结构的相关关系入手, 应用协整检验和Granger因果检验法, 研究我国对外贸易结构变化与产业结构变化的关系, 为更好地推动产业升级提供理论基础。

模型设定

1.指标的选取

考虑数据的易获得性和计算简便性, 本文借鉴蓝庆新、田海峰 (2002) 的指标选取方法, 计算公式推导如下:假设经济总量指标有n个组成部分, 总的指标值为:

式中, Yi (i=1, 2...n) 由各个组成部分的指标值组成。将 (1) 式两边对时间t进行求导, 并同除以Y, 变形得:

(Yi/Y) t (i=1, 2.....n) , 表示各成分指标在总指标中所占的比例。 (2) 式中, 第一项表示基期不变时各成分增长率的贡献, 后一项表示组成部分增长率中结构变化的贡献。将 (2) 式进行离散近似可得:

(3) 式可用于衡量总增长中的结构变化效应, 以各组成部分的增长率为权重, 将各部分占比变化加权求和来表示。从 (3) 式可以看出, 影响结构变化的因素为, 组成部分的比重及组成部分的增长速度。若组成部分的比重上升, 该部分为正;若组成部分的比重下降, 则该部分为负。而在衡量结构变化效应的式子中, 起决定性作用的是各部分的占比变化。也就是说, 当组成部分的比重上升, 增长率为负时, 其对结构变化效应的加总贡献为正;当组成部分的比重下降, 增长速度为正时, 其对结构变化的贡献为负;当组成部分的比重变化不大, 但增长速度变化较大时, 其对结构变化的贡献基本不大。根据 (3) 式, 贸易结构的指标选取为:

(4) 式中, (Xi/X) t表示第t年第i种产品的出口额占总出口额的比重, 并且将i种产品按要素密集型分为, 劳动密集型产品和技术 (资本) 密集型产品两个部分;表示第i中产品的出口额增长速度 (下同) 。

(5) 式中, (IMi/IM) t表示第t年第i种产品的进口额占总进口额的比重。

制造业产品是我国主要的出口商品。因此, 这里以制造业为研究对象, 产业结构也主要针对制造业来进行研究。产业结构变化的指标为:

(6) 式中, (Pi/P) t表示第t年第i种产品的产值占总产值的比重。

2.对外贸易结构划分

本文参考盛斌 (2002) 的对照标准, 按照国际商品标准分类法 (HS) , 将贸易品归入制造业28个部门并将其分为两大类。其中, 劳动密集型为15个部门:农副食品加工业, 食品制造业, 饮料制造业, 纺织业, 纺织服装、鞋、帽制造业, 皮革、毛皮、羽毛 (绒) 及其制品业, 木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业, 家具制造业, 造纸及纸制品业, 印刷业和记录媒介的复制, 文教体育用品制造业, 橡胶制品业, 塑料制品业, 非金属矿物制品业, 金属制品业;资本 (技术) 密集型有13个部门:烟草制品业, 石油加工、炼焦及核燃料加工业, 化学原料及化学制品制造业, 医药制造业, 化学纤维制造业, 黑色金属冶炼及延压加工业, 有色金属冶炼及延压加工业, 通用设备制造业, 专用设备制造业, 交通运输设备制造业, 电气机械及器材制造业, 通信设备、计算机及其他电子设备制造业, 仪器仪表及文化、办公用机械制造业。

3.数据来源

本文选取1992～2011年的数据。以HS1992为标准, 贸易数据来源于联合国官方网站;产业产值数据来源于1993～2012年《中国统计年鉴》。运用协整检验及因果关系检验, 分析我国贸易结构与产业结构的关系。

实证研究

1.数据分析

将收集到的数据进行整理, 并按照 (3) 、 (4) 、 (5) 式计算得到1993～2011年我国生产结构变化、出口及进口结构变化 (见表1) 。

从表1可知, 1993～1995年和2003～2007年出现两个较大波动。在出口结构变化序列中, 1993～1997年出现一个较大波动, 1995年最大值为0.024;在进口结构变化时间序列中, 最大值出现在1994年, 为0.023。综上, 产业结构、出口结构和进口结构变化较大值都出现在较早的年份, 是由1993年我国外贸体制改革所致。

2.序列的稳定性检验

(1) 单位根检验。根据协整检验及Granger因果检验步骤, 首先要进行序列的平稳性判断。采用ADF方法进行单位根检验, 产业结构变化与出口、进口结构变化的检验结果见表2。计算软件采用Eviews5.0 (下同) 。

(注:检验形式中, c表示有常数项, t表示有常数项和趋势项, n表示既没有常数项又没有趋势项;P表示产业结构, EX表示出口结构, IM表示进口结构)

由表2可知, 在1%显著性水平下, 产业结构与出口结构变化序列均拒绝原假设, 而进口结构变化序列在5%显著性水平下拒绝原假设。因而, 产业结构与进、出口结构变化时间序列均为平稳序列, 可以直接进行协整检验。

(2) 协整检验。本章采用Johansen协整检验, 分别分析产业结构与进、出口结构变化之间是否存在长期均衡稳定关系, 结果见表3。

从表3可以看出, 产业结构变化与进口结构变化时间序列间存在唯一均衡稳定关系, 其协整关系系数为0.325。表明两者之间存在一种正向关系, 即产业结构的发展与进口结构发展相互促进。根据数据计算, 1992～2011年, 我国资本密集型产品在生产产值中的比例及在进、出口额中的比例都呈逐年上升状态。其中, 在出口总额中的占比上升幅度最大, 且在2008年后比值都略有下降, 说明其产业生产和对外贸易都受到金融危机一定程度上的冲击。从结构效应衡量式子角度进行理解, 产业结构效应的正向变动, 是由资本密集型产品生产速度和比例上升导致;进口结构的正向变动, 是由资本密集型产品的进口速度和比重上升导致, 弥补了劳动密集型产品比重变化不大导致的负向效应。实证结果为, 与资本密集型产品进口的比重与速度上升相对应的是, 资本密集型产品的生产比重和增长速度的上升。而产业结构变化与出口结构变化之间, 也同样存在均衡稳定的长期关系, 其协整关系系数为-0.326, 表明两者之间是负向关系。这也表明, 产业结构优化和出口结构提升之间的矛盾关系。从结构效应计算式子来看, 出口结构的负向变动, 是因为资本密集型产品的出口速度变化不大, 而出口比例有些下降。这种负向变动, 大于劳动密集型产品出口比例上升引起的正向效应。实证结果是, 资本密集型产品出口比重和增长速度变化不大, 或是有下降趋势, 而其生产比例和增长速度呈上升状态。

(3) 格兰杰因果检验。本文采用Granger因果检验来验证产业结构变化与进、出口结构变化之间的因果关系。检验结果见表4。

(注:以上结果为滞后2期)

从表4可知, 在滞后2期及在1%显著性水平的情况下, 出口结构变化不是产业结构变化的Granger原因被接受, 而产业结构变化不是出口结构变化的Granger原因被拒绝。表明产业结构和出口结构之间存在单向的因果关系, 产业结构变化是出口结构变化的Granger原因, 反之不成立。而关于进口结构和出口结构之间的Granger检验结果, 在滞后2期、1%显著性水平下, 进口结构变化不是产业结构变化的Granger原因和产业结构变化不是进口结构变化的Granger原因均被接受。表明产业结构变化和进口结构变化之间不存在因果关系。

结论及政策建议

本文的研究结果表明, 产业结构变化是出口结构变化的Granger原因, 而不是进口结构变化的Granger原因。出口贸易结构是以产业结构为前提的, 而我国的出口贸易结构和产业结构间表现出一定的矛盾性。因此, 建议产业结构要与贸易结构相互协调、相互促进。

1.优化出口结构, 增加出口贸易商品的技术含量

长期以来, 我国企业大多加入购买者驱动型的全球价值链, 如鞋类、家具、服装生产等, 而本土企业出口商品的技术含量偏低。因此, 应更加注重我国企业的自主创新能力和技术水平的提高。

2.提高进口结构与产业结构之间的互动促进作用

以往我国实行出口导向型经济政策, 比较注重出口贸易的发展, 导致对外贸易发展不平衡。所以, 在加快产业调整的同时, 也应注重对外贸易结构的协调发展, 重视发挥进口对于宏观经济和结构调整的重要作用。

摘要：本文根据1993～2011年的统计指标数据, 运用协整关系检验和Granger因果关系检验, 研究分析进口结构和出口结构变化与产业结构变化之间的互动关系, 得出:产业结构是出口结构变化的Granger原因, 产业结构变化和出口结构变化之间存在单向的因果关系, 并提出相应的政策建议。

关键词：贸易结构,产业结构,Granger 因果检验

参考文献

[1]袁欣.中国对外贸易结构与产业结构:“镜像”与“原像”的背离[J].经济学家, 2010 (6) :67-73.

[2]蓝庆新, 田海峰.我国贸易结构变化与经济增长转型的实证分析及现状研究[J].株洲工学院学报, 2002 (3) :39-45.

[3]潘文卿, 李子奈.20世纪90年代中国外贸外资发展形势、作用及格局[J].世界经济, 2002 (5) :32-37.

[4]吴振宇, 沈利生.中国对外贸易对GDP贡献的经验分析[J].世界经济, 2004 (12) :13-20.

关系结构 篇8

关键词：消费结构,模型,统计年鉴

►►一、引言

消费结构与产业结构的关系始终是经济学界讨论的重点问题, 尤其是在消费结构的变化是否影响和决定产业结构演进问题上, 学者们至今仍存在着争议。一方面, 一些学者遵从马克思关于社会再生产与消费关系的论述, 认为消费结构与产业结构之间是相互影响、相互适应的关系, 而且是产业结构决定消费结构, 消费结构对产业结构具有反作用。另一方面, 还有一些学者则更加强调消费结构对生产结构或产业结构的作用, 认为消费结构决定产业结构。他们认为消费结构是通过收入来引导产业结构变动的。居民收入水平的提高, 推动了消费结构的变动, 消费结构变动后, 供给结构也必须做出相应的调整, 从而促使产业结构不断发生变化。

近几年, 对于消费结构与产业结构之间关系的实证研究不断涌现, 学者们大多采用采用扩展线性支出系统方法和VAR模型分析方法分析了消费结构与产业结构之间的关系。但是, 在使用VAR模型分析方法的文献中, 从我国居民总体角度进行分析的文章还很少。为了弥补现有研究的不足, 本文利用我国1978年至2009年的统计数据, 应用VAR模型, 从短期波动和长期均衡的角度, 实证研究我国总体居民消费结构与产业结构的关系。

►►二、变量、数据与计量方法

(一) 变量设定与数据来源

按照我国的统计年鉴中的统计方法, 居民的消费性支出可以划分为食品、衣着等八项, 各项支出之间的比例关系就是消费结构。为了体现居民消费结构变动的特点, 文章以居民食品支出占消费总支出的比重, 即居民消费的恩格尔系数 (EC) , 作为我国居民消费结构的代理变量。产业结构通常用三次产业的比重来表示, 本文以第二产业比重 (SI) 、第三产业比重 (TI) 作为产业结构的代理变量。消费结构与产业结构的相互作用是通过居民的收入水平传导的, 所以本文选取居民家庭人均可支配收入绝对数 (DI) 作为消费结构与产业结构中间传导机制的替代变量, 并对其进行对数化处理 (居民家庭人均可支配收入对数 (LDI) ) 。对于恩格尔系数和居民家庭人均可支配收入这两个变量数据, 统计年鉴中只能找到农村居民和城镇居民各自的数据, 为了分析需要, 作者以历年农村及城镇人口比重作为权数, 计算出我国居民总体的恩格尔系数和居民家庭人均可支配收入。数据的时间长度为1978～2009年, 所有原始数据均来自于《中国统计年鉴》。

(二) 模型设定

文章选择非结构化的VAR模型来考察消费结构和产业结构的长期均衡关系, 以及在给定单位变化条件下各变量系统内相互影响的综合动态反应。我们选取了四个内生变量, 并且不考虑外生变量的影响。

模型的具体形式为:Yt = c + A1Yt-1 + A2Yt-2 + … + AjYt-j + et

其中, Yt是包含ECt, LDIt, SIt, TIt四个变量的列向量。式中的c是常数项, j是自回归滞后阶数, et是白噪音序列向量。

►►三、模型估计与检验

(一) 最佳滞后阶数与稳定性检验

在具体设计和运用VAR模型之前, 我们首先需要确定VAR模型的滞后阶数。在选择滞后阶数时, 通常采用LR (似然比) 、FPE (最终预测误差) 、AIC (赤池信息准则) 、SBIC (施瓦茨信息准则) 和HQIC (汉南-昆) 等检验方法。本文在综合考虑这几种方法的基础上, 初步选定滞后阶数为1 (见表1) , 建立向量自回归滞后一阶模型, 即VAR (1) 模型。

该模型是否可靠, 我们还要进行稳定性检验, 如果被估计的VAR模型所有根的模的倒数都小于1, 即模型所有根的模的倒数都位于单位圆内, 就表示模型是稳定的。根据统计检验, VAR (1) 的全部根都落在单位圆内, 满足了稳定性条件, 根据其得到的脉冲响应函数结果应是稳定和可靠的。

(二) 格兰杰因果检验

格兰杰因果检验是测定任意两个变量之间是否存在因果关系, 而这种因果关系是指一个变量对于另外一个变量是否具有延期影响。通过对各变量进行格兰杰因果检验结构, 我们可以看到消费结构、居民收入与产业结构之间的关系 (见表2) 。从结果来看, 消费结构与产业结构中第二产业存在双向因果关系, 同时, 消费结构的变化会引起第三产业的变动。总的来说, 在我国产业结构与消费结构的变动过程中, 消费结构变动后引起了产业结构的变动, 而产业结构的变化反过来也影响着消费结构, 特别是第二产业的变动。从收入与产业结构的关系来看, 居民收入水平的变化会对第二产业和第三产业的变化产生影响, 但反过第二产业和第三产业变动对收入水平变动的影响并不显著。此外, 我们对收入水平与消费结构之间关系的格兰杰因果检验结果表明收入水平是消费结构变动的原因, 但消费结构变化对居民收入水平的影响并不显著, 这一点是与传统消费理论相符的。

(三) 脉冲响应函数

脉冲响应函数描述的是在扰动项上加入一个单位标准差大小的新息冲击后, 对内生变量当前值和未来值产生的影响, 级模型中的内生变量如何对一个变量的脉冲 (冲击) 作出响应。图1是基于VAR (1) 的脉冲响应函数曲线, 横轴代表滞后阶数, 纵轴代表内生变量对冲击的响应程度。EC的一个标准差正向冲击对TI的影响在滞后第2期达到负面效应的最大值, 随后上升, 在滞后第3期转为正面效应, 在滞后第6期又转为负面效应, 在整个滞后期间以负面效应为主, 说明随着居民恩格尔系数的下降, 第三产业在国民经济中的比重逐渐上升。EC的正向冲击对SI的影响在滞后第一期达到负面效应的最大值, 随后上升, 在滞后第4期以后转为正面效应, 这说明随着居民恩格尔系数的下降, 第二产业的比重开始一段时间是上升的, 经过一段时间以后, 第二产业的比重又会呈现下降趋势。LDI的正面冲击对TI的影响在整个滞后第3期间达到负面效应的最大值, 在滞后第5期转为正面效应, 并逐渐增强, 说明随着我国居民收入水平的提高, 第三产业的比重短期内有一定的下降, 但后来会逐渐上升, 在整个滞后期内以正面效应为主。LDI的正面冲击对SI的影响在滞后第2期达到正面效应的最大值, 随后正面效应逐渐减弱, 但总的来看, 收入的冲击影响总是正面的, 而且在短期内收入变动对第二产业变动影响的显著程度高于长期的影响。

(四) 预测方差分解

为了更加明确的表达各新息对模型内生变量的相对重要性, 我们可以利用VAR模型进行方差分解, 而这是格兰杰因果检验所不能说明的。从表3中可以看出各变量对第二产业的方差解释情况:在第二产业结构的变动中, 其自身可以解释54%～71.4%的波动, 14.9%～25.7%的波动可以由消费结构的波动解释, 13.7%～22%的波动可以由收入水平的波动解释, 而第三产业的波动可以解释0%～5.5%。整体来看, 消费结构对第二产业的冲击要大于收入水平、第三产业对第二产业的冲击, 而且消费结果对第二产业的冲击有逐渐增强的趋势, 而居民收入水平构对第二产业的冲击最初有逐渐上升的趋势, 但之后其影响却逐渐减小。预测方差分解的结果说明, 居民消费结构是影响我国产业结构变动的重要因素, 但也不能忽视居民收入水平对产业结构的影响。

由表4可见, 在第三产业的变动中, 其自身可以解释15.7%～48.4%的波动, 13.3%～16.4%的波动可以由消费结构的波动解释, 0.19%～19.12%的波动可以由收入水平的波动解释, 而第二产业的波动可以解释38.1%～60.61%。从总体影响来看, 第二产业对第三产业影响最大, 这表明第二产业的调整变动, 必然带来与之相关的第三产业的变化;其次是消费结构对第三产业的影响也比较明显, 这表明消费结构的变化必然引起与第三产业有关的产品生产与消费的变化, 从而带来第三产业的变动;最后是居民收入水平对第三产业的影响, 但值得注意的是虽然之后期初的影响较小, 但其影响越来越大。

►►四、结论与建议

本文探讨了中国城乡居民总体消费结构与产业结构的关系, 考察了变量之间的动态影响, 由实证分析结果可以得出居民消费结构与产业结构之间长期关系的以下几点结论。

首先, 我国居民消费结构对第二产业的影响长期来看是动态变化的, 恩格尔系数的下降首先引起第二产业比重的上升, 经过一段时间以后会出现下降的趋势。这说明居民收入水平的变化, 居民消费结构中对工业品的需求在发生变化, 从而影响第二产业比重的变化。

其次, 我国居民消费结构对第三产业的影响是可以肯定的。恩格尔系数对第三产业的影响在整个滞后期间以负面效应为主, 说明随着居民恩格尔系数的下降, 第三产业在国民经济中的比重逐渐上升。这说明随着恩格尔系数的下降, 我国居民对服务品的需求不断增长, 第三产业在国民经济中的比重逐渐上升。

最后, 我国居民的收入水平对产业结构的影响是显著的。随着收入水平的提高, 第二、第三产业结构得以提升, 而产业结构升级后又促进了居民收入的增长。

通过以上分析和结论, 对于我国消费结构和产业结构演进问题至少可以提出以下建议。要想推动我国产业结构转变和消费结构提升, 实现消费结构和产业结构之间的良性和谐发展, 必须提高居民的收入水平。近年来, 居民收入差距扩大已成为制约经济社会持续良性发展的一个重要而棘手的问题。由于居民收入差距过大, 特别是中、低收入阶层比重过大, 加之住房、医疗、养老等顾虑, 居民的消费意愿始终不能很好转化为现实消费需求, 这就导致了社会整体消费能力不足。所以, 要提升消费结构, 实现消费结构与产业结构的和谐发展, 必须要切实采取有效的措施, 提高中、低收入阶层的收入。

参考文献

[1]林白鹏.中国消费结构与产业结构关联研究[M].北京:中国财政经济出版社, 1993

[2]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社2006, 1

关系结构 篇9

根据发达国家的经验,经济发展过程中产业结构演变的一个明显特征是第三产业在整个国民经济中的地位迅速上升,且用水结构与产业结构的演进关系密切。因此,在转型发展的形势下,研究区域用水结构与产业结构之间的变动关系,揭示用水结构和产业结构的演变进程,对区域水资源的科学配置以及经济中长期规划的制定非常必要。

目前我国在用水结构与产业结构的研究方面,主要以传统计量经济学模型展开研究。云逸采用北京市用水结构与产业结构的成分数据建立了两者的偏最小二乘线性回归模型,分析了北京市用水结构与产业结构之间的高度相关性[1]。刘燕等将信息熵引入水资源利用结构的研究,构造了用水结构特征的信息熵和均衡度定量计算公式,分析了渭河流域水资源系统结构演化的合理性和均衡性[2]。潘雄锋等利用我国用水结构的成分数据建立灰色GM(1,1)模型对未来用水结构进行了短期预测[3],章平建立了用水需求的短期预测对数模型,将产业结构优化水平(以高技术密集度行业产值占GDP比重为衡量指标)作为控制变量引入模型,用市场化指数作为价格水平替代引入模型,对产业结构演进中用水需求进行研究[4]。以往学者对用水结构和产业结构进行的研究为水资源配置管理提供了一定依据,但均未能揭示用水结构与产业结构间是否存在长期稳定的变动关系,是否存在单向或双向因果关系。

1969年美国计量经济学家Granger提出的协整理论和因果关系分析方法[5,9,10,11]在世界各国的经济研究领域得到广泛运用。近年来,我国学者应用该理论和方法对能源消费与经济增长之间的因果关系[6]、 产业结构与就业结构的变动关系[7]及经济增长与环境污染之间的关系[8]展开研究,为政策的制定、资源的配置提供了有力的决策支持。因此,本文采用在该领域尚未应用的协整理论和Granger因果关系分析方法就用水结构与产业结构的长期变动关系展开研究,并以水资源禀赋和产业结构差异最为典型的山西省为例,进行有针对性和代表性的研究。

1 研究思路与数据来源

研究思路:在对基本数据分析的基础上,按照协整理论和因果关系分析方法的严格应用假设条件,分别对反映用水结构变动的时间序列与反映产业结构变动的时间序列进行平稳性检验,然后对用水结构变量与产业结构变量进行协整检验和因果关系分析,并对具有协整关系的变量构建协整方程研究长期变动关系,揭示用水结构的演变规律,并进一步与国外不同发展阶段的用水结构特点作比较研究,为山西省经济转型发展和水资源配置的协调管理提供决策支持。

数据来源:本研究的基本数据均来源于山西省2009年统计年鉴中1988～2008的统计数据,部分缺失的水资源统计数据来源于历年山西省水资源公报及山西省水资源评价,主要变量包括产业结构指标和用水结构指标。产业结构研究指标根据三次产业分类法,采用第一、第二和第三产业产值占山西省国内生产总值的比重作为衡量产业结构演进指标,分别用Gi(i=1,2,3)表示三产的产值比重,具体详见表1。

用水结构研究指标: 通鉴年鉴中历年用水量指标按照农田灌溉、 工业、 城镇生活、 农村生活、 林牧渔业五类划分。为便于研究,统一统计口径后按照按三产业划分办法, 将农业灌溉与林牧渔业的用水量合并作为第一产业用水量指标、工业用水量作为第二产业用水量、城镇生活与农村生活用水合并作为第三产业用水量。采用第一、第二和第三产业用水量占用水总量的比重作为研究用水结构的指标,用Wi(i=1,2,3)表示各产业用水量比重,详见表2。

2 用水结构与产业结构间的变量检验

2.1 变量的平稳性检验

平稳性是指时间序列的统计规律不会随着时间的推移而发生变化,直观上一个平稳的时间序列可以看作是一条围绕其均值上下波动的曲线。如果直接将非平稳时间序列当作平稳时间序列进行回归分析,可能会导致“伪回归”现象以及各项统计检验毫无意义。根据现代计量经济学的要求,在对变量进行长期的动态关系分析之前,需要先进行变量的平稳性检验,以确定时间序列的平稳性和单整阶数,然后再进行协整检验和Granger因果关系检验。本研究采用ADF单位根检验方法来检验变量的平稳性,ADF检验方程为:

$\Delta y{}_t=\alpha +\beta {}_t+\gamma y{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^p\omega }{}_i\Delta y{}_{t-i}+\epsilon {}_t(1)$

式中,yt是待检验的时间序列,α是常数项又称截距项,t是时间趋势,p是滞后期数,εt是随机误差项,服从独立同分布的白噪声过程,Δ表示变量的一阶差分。原假设H0为:γ=0,如果接受原假设H0,即序列存在一个单位根,是非平稳序列,反之,接受备择假设,序列是平稳的。如果序列yt经过d次差分后具有平稳性,则称该序列为d阶单整序列,记为{yt}～I(d),d为整形阶数。一般进行ADF检验时,有三种模型设定形式,分别为:

$\Delta y{}_t=\{\begin{array}{cc}\gamma y{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^p\omega }{}_i\Delta y{}_{t-i}+\epsilon {}_t& (2)\\ \alpha +\gamma y{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^p\omega }{}_i\Delta y{}_{t-i}+\epsilon {}_t& (3)\\ \alpha +\beta {}_{}t+\gamma y{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^p\omega }{}_i\Delta y{}_{t-i}+\epsilon {}_t& (4)\end{array}$

模型(2)既没有常数项,又没有时间趋势项;模型(3)有常数项,但没有时间趋势项;模型(4)既有常数项,又有时间趋势项。对于每个变量的模型中是否应当包含常数项或趋势项,根据模型中常数项和时间趋势项的显著水平结合拟合的曲线图进行判别。本文应用Eviews 6.0软件对各变量进行了平稳性检验,检验结果见表3。

平稳性检验结果证明,所有序列的原序列在5%的显著水平均不平稳,经一阶差分后,在5%的显著水平所有序列均平稳。

2.2 变量的协整检验

协整是指多个非平稳经济变量的某种线性组合是平稳的,协整分析的经济学意义在于解释时间序列变量的长期稳定关系。对各变量间的协整关系的研究必须遵循协整的严格定义,其定义如下:

对于两个序列{xi}与{yi},如果yt～I(1),xt～I(1),且存在一组非零常数a1、a2,使得a1xt+a2yt～I(0),则xt和yt之间是协整的。

对于k≥2个时间序列{y1t},{y2t},…,{ykt},用Yt=(y1t,y2t,…,ykt)′表示,如果满足:①每一个序列{y1t},{y2t},…,{ykt}都是d阶单整序列,即Yt～I(d);②存在非零向量α=(a1,a2,…,ak)′,使得α′Yt=a1y1t+a2y2t+…+akykt为(d-b)单整序列,即α′Yt～I(d-b),0<b≤d;则称向量序列Yt的分量间是d、b阶协整,记为Yt～CI(d,b),向量α称为协整向量。

关于协整的检验有基于回归残差的两变量协整关系的EG 两步检验法与基于回归系数完全信息的Johansen协整检验两种方法,目前采用最多的是Johansen协整检验法。

根据表3的平稳性检验结果,各产业产值比重序列和用水量比重序列均为一阶单整,具有长期协整的必要条件,本文采用Johansen协整检验方法,应用Eviews 6.0软件对上述变量进行协整关系的检验,检验结果(5%的显著水平下拒绝原假设)如表4。

从Johansen检验结果可以得出,在5%的置信水平下,第一产业的产值比重与用水量比重之间存在两个协整关系,第三产业的产值比重与用水量比重之间存在一个协整关系,均具有长期稳定关系。第二产业的产值比重与用水量比重之间不存在协整关系,不具有长期稳定关系。

2.3 变量的Granger因果关系检验

Granger因果关系检验的基本思想是,在序列xt和 yt消除了趋势之后,如果利用过去的xt和 yt值一起对yt进行预测,比单独用yt过去值预测的效果更好的话,序列列xt和yt存在因果关系,这种关系称Granger因果关系。下面就存在协整关系的变量进行Granger因果关系检验,结果如表5。

由Granger因果关系检验结果可以看出,在合理用水水平、方式及节水状况下,5%的显著置信水平仅存在单向的Granger原因, 即第一产业、第三次产业用水量变化是产值比重变化的原因。关于用水量变化对GDP变化的影响大小,根据协整方程可知,第一产业的用水量比重每增长1%相应的GDP比重增长0.199%,第三产业的用水量比重每增长1%相应的GDP比重增长2.067%,可见用水量对第三产业的贡献率远远大于第一产业。

3 山西省第二产业结及用水特点分析

上述研究结果表明,第二产业的产值比重与用水量比重不存在协整关系,无法定量确定相互间的长期变动关系,而山西省第二产业产值在产业结构中的比重很大,且在2000年后呈明显上升趋势,用水量及比重却处于相对稳定的状态(表1和表2)。因此,需对山西省第二产业的结构特点及用水特点进一步进行定性分析。

①工业结构趋向重工业化。根据2009年山西省统计年鉴国民经济和社会发展总量指标与速度指标显示,2000年后山西省重工业比重在工业结构中逐年提升,工业结构趋向重型化,具体数据见表6。

②工业用水属高耗水型,节水水平逐步提高。山西省工业结构总体上属于高耗水型,煤炭、电力、冶金、化工用水占工业用水总量的85%,工业用水主要包括冷却用水、热力和工艺用水、洗涤用水,其中工业冷却用水占工业总用水量的80%左右,取水量占工业取水量的30%～40%. 为缓解水资源短缺,建设节水型社会,近年来山西省采取了多项工业节水措施,如电力、冶金行业通过间接冷却水的循环使用、原水预处理、污水处理回用以及改革工艺设备等节水技术,工业用水重复利用率逐年提高,冶金行业从2000年的88.6%提高到92%,电力行业从2000年的97%提高到99%. 煤炭焦化行业采取净化软化技术,坑矿水及废水回收利用水平逐年提高,2008年山西省污水处理回用达1.675亿m3、坑矿水利用量达2.2865亿m3,共占总供水量的6.5%,供水结构得到进一步优化。

总体上, 节水技术的应用和技术进步促进了工业节水,在新鲜用水量保持稳定的基础上有效支撑了不断增长的工业用水需求。但是,为经济发展腾挪出更多的工业水资源,必须扭转工业结构重型化的局面,改变粗放型的经营模式,延伸产业链,向高附加值的精细化加工发展,提高工业用水效率。

4 山西省与世界其他国家用水结构的对比分析

由于水资源的有限性,各产业间客观上存在水资源利用之间的竞争,水资源向效率或效益较高的产业或部门配置成为必然选择,因此,用水结构随着经济结构的发展变化而变化,但目前对不同发展阶段合理用水结构的界定尚无量化标准。因此,本文通过对世界上不同经济发展水平国家的用水结构、水资源使用效率进行研究,确定分析山西现阶段用水结构及用水效率合理性的参照标准。

4.1 不同经济发展水平国家的用水结构与用水效率分析

鉴于收入水平很大程度上反映经济发展水平,本文参照世界银行收入水平划分标准将世界各国划分为五类,对用水结构、用水效率的平均水平进行研究,具体结果见表7。按照世界银行的划分标准,我国属于世界下中等收入国家行列,因此,对山西省现阶段用水结构和用水效率的合理性研究,选取与我国经济发展水平相适应的下中等收入国家的平均水平作为衡量标准。

同时,表7反应了随着经济发展用水结构的演进规律:农业用水比例呈现出逐渐下降趋势,工业用水、生活用水呈现逐渐上涨趋势,且各产业用水效率逐渐提高。用水结构的演进规律揭示了与经济发展相适应的水资源配置特点,即用水量大、附加值相对较低的农业用水逐步向高附加值的第二产业、第三产业转移。

注: 参考2007中国可持续发展战略报告的相关指标。主要数据来源:Worldbank. 2009 World development indicators.

4.2 山西省用水结构合理性分析

根据表2数据绘制的山西省用水结构图(如图1)反映出,1990～2008年山西省农业用水呈下降趋势,第二产业用水量基本平稳,第三产业用水量成上升趋势。表2中各产业用水比例均处于下中等收入国家与上中等收入国家平均水平所在的区间。说明山西省的用水结构基本符合用水结构的演进规律,逐步趋于合理化,向上中等收入国家的平均水平演进。但是,目前农业用水比例仍高于高收入国家12%,工业用水比例低于与高收入国家20%,说明山西省用水结构不合理性仍然突出。

4.3 山西省用水效率合理性分析

为便于山西省用水效率与参照标准比较,首先将表1的名义GDP数据以2000年为基准年进行指数平减且换算为以美元为单位的实际GDP,然后进行山西省历年用水效率的计算,计算结果及用水效率趋势图如图2。用水效率趋势反映出,近二十年山西省单位立方米用水产生的GDP有了大幅提高,尤其工业用水单位立方米创造的价值由1990年的3美元提高到22.9美元,接近上中等收入国家的水平。总体上,山西省的用水效率与世界同等经济发展水平的国家相当,但是,与高经济发展水平的国家相比还有很大差距,总的单位立方米用水创造的价值以及农业单位立方米用水创造的价值、工业单位立方米用水创造的价值分别为高收入国家的36%、29%和68%,说明山西省的水资源利用方式还是比较粗放,尤其是占用水总量59%的农业用水,亟需改变用水方式,提高节水水平,为第二、第三产业腾挪水容量。

5 结论及建议

通过对山西省用水结构与产业结构长期变动关系的研究,第二产业特点及用水特点的分析,用水结构和用水效率的合理性分析,得出以下结论并提出相应建议。

①山西省第一和第三产业的用水量与产值之间存在长期稳定的协整关系,第一产业用水量比重对其产值比重的影响系数为0.199,说明山西省的农业基础较为薄弱,农产品附加值不高,用水量增加对第一产业产值增加影响较小,需进一步优化农业结构、由传统农业向现代农业转变,提高农业用水的效率。第三产业的用水量比重变化对其产值变化的影响系数为2.067,说明第三产业用水量比重每增加1%,可带动第三产业产值比重增加2.067%,很好地解释了用水效益促进水资源从第一产业向第三产业流动,第三产业在经济结构中的比重逐年上升的现象。可见,大力扶持和发展第三产业不仅符合国家转型发展的思路,而且符合水资源的优化配置。

②山西省第二产业的用水量和产值之间不存在协整关系,表明两者之间不存在长期稳定的均衡关系,主要原因是近年来节水技术和技术进步提高了水的利用效率。而工业用水的基本稳定并不代表工业用水的真实需求,事实上是受水资源制约许多工业项目无法实施。目前,大型规模以上企业进一步节水的节水空间已经不大,根据发达国家的发展经验,要想实现有限水资源对经济的支撑,山西省必须转变以能源、原材料生产为主的高耗水型重工业结构,以科技为支撑实施产业链的延长、升级,优化工业结构。工业需水预测时,必须在各行业现有的节水水平上分析节水潜力,结合产业规划,在考虑新工业用水水平的基础上进行综合预测才有现实意义。

③山西省用水结构和产业结构的演变趋势基本符合国际上发展中国家和地区产业结构与用水结构演变过程中第一产业缩减、第三产业扩张的特征。但是,在水资源禀赋差的约束下,一方面需要通过技术进步和节水技术促进用水效率的提高;另一方面为保证农业生产和粮食生产的安全,需建立合理的补偿机制、加大农业节水投入,形成第一产业节约用水向第三产业和高效益的第二产业流动,防止第二、三产业挤占第一产业的合理用水。

关系结构 篇10

资本结构是指公司负债融资和股权融资之间的比例关系[1] (Myers, 2003) 。自1958年MM定理提出后, 由于资本结构很大程度上决定着公司面临的财务风险, 资本结构的研究工作从始至终是现代公司财务学的重要内容, 各国学者对其进行不断的深化研究[2] (Frank和Goyal, 2007) 。研究通常围绕资本结构与企业价值关系和影响因素两方面展开。何佳 (2009) 、李如胜 (2008) 、操君 (2013) 等学者以股权结构对资本结构的影响为立足点, 通过研究发现, 股权结构的不同在公司治理中体现出不同的作用, 进而使得企业在融资活动中优先顺序不同, 最后资本结构中负债与权益资本的比例受到不同程度的影响[3~5]。基于此, 股权结构的不同可能会对企业资本结构选择产生影响, 深入挖掘不同股权结构上市公司其资本结构的变动并尝试着解释内在原因, 更有利于把握资本结构影响因素中股权因素所产生的作用。

2 相关理论的研究与分析

国内外学者研究资本结构的影响因素时进行了各种理论和实证方法的探讨, 主要包括资产盈利性和成长性、非负债税盾、企业规模、担保价值等。但经过归纳与总结, 相关理论对中国企业资本结构解释力度远远不足。例如, 融资次序偏好理论将企业按照内源融资、债务融资及股票融资的顺序进行融资方式选择[6] (骆垠杏, 2003) 。然而在中国的资本市场上, 可能受到中国特有的制度背景和经济环境的原因, 大部分企业愿将股票融取资金作为首选选择。

股权结构, 又称所有权结构, 通过不同性质股东及其持股比例反映企业控制权和剩余收益索取权的分布与匹配状况。我国上市公司由于构成复杂发展又具特殊性, 导致股票种类多样, 股权结构复杂。我国沪深上市公司尽管股权规模等方面不一样, 但整体上表现出股权分置、股权高度集中和国有股一股独大的特征。资本结构一方面是公司财务决策的重要影响因素, 另一方面其自身也受到股权结构的影响。随着公司治理理论受到国内相关学者的普遍关注, 在股权结构与资本结构影响方面的研究成果逐步显现。我国研究股权结构对资本结构的影响主要集中在国有股、管理者持股、法人股、股权集中度等方面。

3 研究设计

本文将以国内外的现有成果为研究基础, 并将我国融资体制及上市公司股权结构的治理效应进行结合, 通过实证验证方法检验我国上市公司股权结构对资本结构的影响。同时为了系统地描述股权结构, 本研究将股权结构列为8个指标。本文将以国有股和法人股的持股比例变化对公司资本结构的影响关系进行验证。在中国范围内, 管理者持股现象并不普遍, 但本文考虑它也是股权结构的一部分, 也将其作为一个解释变量。与此同时, 本文区分了机构投资者和除机构投资者外的流通股。由于赫芬德尔指数使股东之间股权分布的差距更加凸显, 因此本文研究中选择H1变量, 目的是在检验股权集中度对资本结构的影响并且探讨显著性如何。随着股改的实施, 在后股权分置时代的到来, 为完善与扩大股改成果, 股权制衡度的问题将会十分重要, 所以将股权制衡度也作为一个解释变量, 如表1所示。

首先拟建立回归模型如下:

其中Control variable表示一系列控制变量。

本文以沪深两市2008~2012年的数据作为分析数据。在样本的选择中遵循了以下原则: (1) 于2006年之前上市的公司; (2) 因金融行业特性与其他行业差异较大, 故不考虑金融类上市公司; (3) 考虑市场间系统差异, 剔除同时发行的H股和B股上市公司; (4) 剔除ST、PT类上市公司; (5) 剔除信息不全并无法获得相关数据的公司。基于以上原则, 本文选取沪深上市的809家公司作为样本, 总共5年共有4045个样本。数据源于CSMAR数据库和RESSET数据库。研究统计分析软件为SPSS19.0。变量列表如表1所示。

4 实证检验

对国有股来说, 非标准化系数基本不相关, 标准化系数显示其与资产负债率负相关, 但未通过显著性检验, 说明检验结果与本文假设不一致。可能是由于国有持股数均值偏低, 控制权由其他法人或个人掌控, 导致股改后国有股在资本结构决策中的作用不明显。针对法人股, 非标准化系数基本不相关, 标准化系数显示与资产负债率正相关, 但同样不显著, 结果与本文假设不一致。说明在非流通股中, 法人股并没有能力对管理者进行监督和约束, 也缺乏激励作用, 所以本文认为法人股在公司治理中起所起的作用仍需加强, 如表2所示。

对管理者持股来说, 研究结果呈正相关且显著, 与本文假设一致。经理人员股权比例已经比往年有所提高, 而在统计时发现有大部分公司无高管持股。基于此管理者固守职位和代替债权机制监督的作用在我国正逐步显现, 本文应该进一步加强高管股的正向作用。

对除机构投资者外的流通股来说, 负相关并且显著, 与本文假设基本一致。说明流通股所占比重越大, 调节资本结构中的负债比率能力越高, 从而降低债务比率并规避风险意愿越强烈。因此, 我国流通股股东在影响公司决策上影响作用正逐步显现。

对机构投资者来说, 存在负相关并且显著。本文认为可能是由于机构投资者对负债水平高、存在较大破产风险、公司存在不愿投资意愿。

对股权集中度来说, 其系数都为负且显著, 表明我国上市公司的股权集中度与债务比率呈负相关关系。因较少的持股份额使得其他大股东参与公司治理工作的积极性不高, 而对选择共谋并侵占外部中小股东利益更为热衷。

对股权制衡度来说, 调整系数为负且不显著, 研究表明少部分大股东的联合治理公司结构并不能够制衡第一大股东的行动进而对管理层进行有效监督。

5 结论与政策建议

本文实证结果表明, 国有股一股独大的现象已经明显好转, 已逐渐转变为国有相对控股、股权多元化的企业。同时, 应该发挥作用的法人股和机构投资者却没有发挥应有的作用, 要加大法人股和机构投资者持股力度, 并引导加强法人与机构投资者对上市公司的约束与监督作用。对于管理者而言, 要进一步提高其持股水平与比例, 结合管理层的利益诉求与股东利益, 防范管理者道德风险, 激励管理层更好地履行自己的职责, 实现股东财富最大化。

参考文献

[1]Myers, S.C., 2003, Financingof Corporations, In G.Constantinides, M.Harrisand R.Stulz (Eds.) , hand book of the Economics of Finance:Corporate Finance Volume IA, Elsevier North一Holland.pp435一470.

[2]Frank, Z.M.and V.K.Goyal, “Capital Structure Decision s:Which Factors Are Reliably Important?”, Working Paper, University of Minnesota and Hong Kong Uni versityof Scienceand Technology, 2007.

[3]操君, 巫昊天.股权结构对资本结构决策的影响[J].财会通讯, 2013 (4) .

[4]何佳.中国上市公司股权结构对资本结构影响的实证研究[D].西南财经大学, 2009.

[5]李如胜.我国上市公司股权结构与资本结构的关系研究[D].暨南大学, 2008.

中国金融结构与经济增长关系分析 篇11

金融结构与经济增长的关系历来是经济学家关注的重点课题。Goldsimth（1969）在《金融结构与金融发展》中表示在金融领域内，金融结构即便不是唯一重要的问题，也是最重要的问题之一。由于金融的效率及功能在很大程度上决定于金融结构的优化水平，所以金融结构是一国经济增长的重要变量。经济增长实质上也就是经济结构优化的过程，其中包含了金融结构的优化，以及金融结构优化对经济结构优化的推动，进而对经济增长的促进。可以说，金融结构的优化是经济增长的重要的推动力。因而，探索金融结构和经济增长关系的问题，对一国经济稳定持续发展具有重要意义。

金融结构与经济增长之间关系的理论分析

在金融结构和经济增长的关系问题上，历来有如下四种观点：支持中介的观点；支持市场的观点；金融服务观点及法和金融的观点。前两种观点认为，金融市场和金融中介是提供金融服务的互替的两种机制；后两种观点认为，金融市场和金融中介在提供金融服务上是互补的。

支持金融中介的观点认为，良好的金融中介能够提供促进增长的金融服务，基于以下三个原因。其一，通过储蓄动员，金融中介增加了资本的形成，反过来增加了国民储蓄率；利用规模经济，随着交易量的增加降低了交易的单位成本，从而改善了储蓄分配。其二，当市场中存在逆向选择和道德风险时，金融中介提供的信息筛选、状态证实和监督代理人服务就尤为重要。由于私人筛选项目的成本高，所以将信息获取委托给中介以避免昂贵的重复成本就是一种优选（Boyd and Prescott，1986）。同时，因为状态证实的高成本，有一个代理人来为一组代理人实施状态证实效率就高（Towsend，1979；Diamond，1984；Williamson，1987；Bernanke and Gertler，1989；Thdder，1995）。正如Diamond（1984）在其原创性论文中证明的一样，监督的成本会随中介与贷款人的数量增加而减少。金融中介还能在一定程度上改善在信息私人生产上的所谓“搭便车”问题。由于减少了搭便车问题，金融中介还改善了投资机会的事前评估（筛选） 和一旦项目被融资后的事后公司控制的实施，这反过来改善了资本的配置效率，促进经济增长。其三，金融中介通过减少交易成本使得风险分担更容易，从而有利于风险管理。另外，金融中介还有利于风险的跨期平滑（Allen and Gale，1997；Levine，2000），也能减轻流动性风险（Diamond and Dybvig，1983；Bencivenga and Smith，1991；Holmstrom and Tirole，1998）。

支持金融市场的观点认为，功能良好的金融市场对有效的信息披露、合约制度、会计标准时必须的。同时，金融市场同样可以减少交易和信息的成本，从而有利于储蓄动员和配置。由于个人投资者在功能良好的市场上通过交易信息可以得到高回报，因而愿意付出更多的资源去搜寻创新项目。因此，良好的金融市场能鼓励信息收集和处理。金融市场减少流动性风险也对经济增长产生了正的影响（ Levine， 1991、2000）。

金融中介支持方和金融市场支持方历来争议很多，而金融服务观点与法和金融观点则认为，在促进增长的金融服务提供方面金融市场和金融中介是互补的。如：通过鼓励对公司控制权的竞争和创造为投资机会的融资，金融市场减轻了强权中介的逆反效应。Rajan（1992）的研究证明： 公司贷款资源的选择和债权优先要求权的选择都企图绕开银行的势力。Besanko和Kanatas（1993）刻画的一个金融市场和金融中介共存的经济，金融市场减轻了银行对企业的过度监督的激励。Demirguc-Kunt和Levine（1996）用企业层面的数据经验研究的结果显示：实际上证券市场的发展在发展中国家有助于增加银行融资的使用。因此，在两种金融体系的发展过程中，扮演着互补的作用。由Levine（2000）所做的经验研究——用各国家的大量数据集首次检验金融结构和增长的关系，结果强烈支持金融服务观点。

法和金融观点由Laporta （1997、1998、1999） 等人提出，可以认为是金融服务观点的扩展。他们反对集中于金融中介和金融市场解释的讨论。Levine （2000）在Laporta 的基础上研究证实：创造有利于保护外部投资者权利的强有力的法律制度和有效实施这些法律是提供促进经济增长金融服务的关键。其结果，法和金融观点推测由法和监管治理体系定义的全面金融发展的度量指标，比任何所谓本质的金融结构的度量指标更能预示着未来的经济绩效。事实上，Chakraborty 和Ray （2001）在将金融结构内生化的模型中显示： 在两个具有不同金融体系的国家中，完全可能随着时间的变化产生相似的增长率。这支持了Levine （2000） 和Dem irguc-Kunt及Levine （2001）的经验研究结论： 金融体系的不同类型在解释国家间的增长率的差别上是不重要的。Demirguc-Kunt和Levine（1996） 的研究结论还显示证券市场发展良好的国家也有发展良好的银行和非银行金融中介，而证券市场弱的国家同时银行和金融中介也弱。

中国金融结构与经济增长关系的实证分析

1.样本选定及数据说明

衡量金融深化的典型指标是美国经济学家戈德史密斯提出的金融相关率（FIR）指标，金融相关率就是指某一时点上金融资产存量与实物资产存量的比例，即金融资产总量（FAT） 与国民生产总值（GNP）之比，反映金融上层建筑与经济基础结构之间的关系。金融结构的第一个基本方面是一国金融上层结构与其经济基础结构的关系，体现在金融相关率中（Goldsmith，1969）。因此，在实证分析中我们可以采用金融相关率这个变量，来衡量金融结构。由于资料所限分析时我们用名义国内生产总值（GDP）代替国民生产总值（GNP） ，综合非货币金融资产和广义货币（M2）之和来近似的表示社会金融资产总量（FAT）。经济增长水平我们用GDP总量值来衡量。样本区间为1990-2010年。因为时间序列取对数之后不会改变序列的性质和关系，且容易得到平稳性序列，所以本文对金融相关率（FIR）和GDP取对数。

nlc202309041310

实证检验及结果

1.变量的平稳性检验

在进行时间序列分析时，要求所用的时间序列是平稳的，否则会产生“伪回归”现象。因此，在对变量进行协整分析之前，首先对变量的平稳性进行检验。只有变量在同阶平稳的条件下，才能进行协整分析。

金融资产总量（FAT）等于M2与非货币性金融资产之和。FIR为FAT与名义GDP之比。对lnFIR进行单位根检验，P值（接受假设的概率，下同）为0.9864，即lnFIR非平稳，有1个单位根；对lnFIR的一阶差分进行单位根检验，P值为0.0021，即lnFIR平稳；对lnFIR的二阶差分进行单位根检验，P值为0.0000，即D（lnFIR，2）平稳；对lnGDP进行单位根检验，P值为0.2497，即lnGDP属于非平稳过程；对lnGDP的一阶差分进行单位根检验，P值为0.0784，即D（lnGDP）属于非平稳过程；对lnGDP的二阶差分进行单位根检验，P值为0.0002，即D（lnGDP，2）平稳。由此可知，lnGDP与lnFIR的二阶差分都是平稳的，符合协整的条件。

2.协整检验

假设lnFIR与lnGDP之间存在协整关系，进行协整回归可得（其中，括号内的为标准误差）：

lnGDP=10.404+2.259*lnFIR

（0.122389） （0.203847）

R2=0.865975，Radj2=0.858921，F=122.7645，DW=1.177882，对残差项u进行单位根检验，计算P值为0.0093，残差序列通过平稳性检验，可以认为lnGDP与lnFIR之间存在协整关系。

3.格兰杰因果检验

为确定二者间的这种长期均衡关系是否构成因果关系， 本文运用Granger因果关系检验来判断。格兰杰因果检验的结果：在滞后一阶的情况下进行格兰杰因果检验，假设lnGDP不是lnFIR的格兰杰因，计算F统计量为6.93025，P值为0.0175；假设lnFIR不是lnGDP的格兰杰因，计算F统计量为0.00039，P值为0.9852，由此可知lnGDP是lnFIR的格兰杰因，而lnFIR不是lnGDP的格兰杰因。因此，通过Granger因果检验我们可以说经济增长是中国金融结构调整优化的原因，但是金融结构的优化不是经济增长的原因，两者的因果关系具有单向性。

研究结论及政策含义

第一，改革开放以来，中国的金融相关率和经济增长之间存在着某种稳定地协同互动的均衡增长趋势，金融体系的波动与经济增长的波动是高度相关的。金融结构与经济增长存在着显著的相关性，金融是经济的核心，具有非常强大的带动作用。第二，中国的经济增长是金融结构优化的原因，但两者的关系具有单项性。中国的经济一直持续、快速、健康发展，这必然也要求有相对日益完善的金融体系和不断优化的金融结构与之相适应。经济发展的水平决定着金融结构优化的程度。政府只有从各地区实际的经济水平入手，理清相互作用的机理，才能制定出合理有效的金融结构优化策略。第三，随着经济的增长，金融相关率有提高趋势。这说明在中国经济增长过程中，金融上层结构的增长比国内生产总值（戈德史密斯用国民生产总值表示）及国民财富所表示的经济基础结构的增长更加迅速，金融资产（金融工具）的规模将不断扩大并超过经济基础结构的规模。因此，为了充分发挥金融市场对产业结构调整的作用，应该进一步提升资本市场及直接融资在金融体系中的地位，大力发展债券市场，优化金融宏观组织结构，同时在制定相关经济政策时，要充分考虑金融市场对经济产业结构的调节作用，充分发挥金融市场的作用。

总之，金融结构的优化为经济增长提供了重要的推动力，分析探讨金融结构和经济增长关系的问题，探索两者之间在不同经济发展时期的相互关系，对制定相关经济政策具有一定的理论指导意义，对推动一国经济持续稳定发展具有重要的理论意义和现实意义。

（作者单位：中山大学岭南学院）

标准体系的结构关系研究 篇12

标准体系建设既是标准化的顶层设计工作,又是标准化的地基建设工作。企业标准体系是企业系统化的实用知识财富,是技术精华和管理精华的集中体现,是企业进入高级发展阶段的重要基础支撑。标准体系可有多种属性分类,通常有按标准级别属性关系分类的标准体系、按标准类别属性分类的标准体系、按标准的用途属性分类的标准体系和按混合属性分类的标准体系。按标准级别属性关系分类的标准体系可分为:国际标准体系、国家标准体系、行业标准体系、部门标准体系、地方标准体系、企业标准体系等。按标准类别属性分类的标准体系可分为:技术标准体系、管理标准体系、工作标准体系等。按标准用途属性分类的标准体系可分为:产品标准体系、服务标准体系、军用标准体系等。按混合属性分类的标准体系可分为:地方服务标准体系、行业军用标准体系、企业技术标准体系等。这些标准体系通常是标准分类属性范围的工作依据,同时还有标准分类属性范围的标准规划作用。标准体系分类的一览关系见表1。

2 标准体系的结构类型

研究标准体系结构,对建立科学、合理、实用、有效的标准体系具有重要意义。标准体系结构可从不同角度来描述,在标准体系建设时,重点关注的结构主要有三个方面,一是标准体系的结构拓扑,二是标准体系中标准的数量结构,三是标准体系中虚实标准的数量结构,这三类结构的内涵如下。

2.1 标准体系的结构拓扑

标准体系的结构拓扑是指标准体系中,标准按分类关系或群组关系形成的相互联系的结构。标准结构拓扑是三类结构中,类型最多和最复杂的结构,具体的结构类型见本文第3部分标准结构拓扑的谱系。

2.2 标准体系的标准数量结构

标准体系的标准数量结构是指标准体系中,各级标准数量关系形成的数量结构。标准数量结构是按标准级别由高到低或由低到高排列的数量结构。在标准体系中,通常标准数量结构是随标准级别的提升,标准数量呈递减关系,即正梯形关系,标准数量结构的一般关系如图1所示。

2.3 标准体系的虚实标准数量结构

标准体系的虚实标准结构是指标准体系中,现行标准和规划制定标准数量形成的数量结构。标准体系中虚实标准的数量结构没有一般规律关系。通常,对于新建的标准体系,虚标准部分大,实标准部分小;对于老标准体系,实标准部分大,虚标准部分小。这种结构关系可用虚标准数和实标准数表达,也可以用虚标准与实标准的数量比表达。

3 标准体系的结构拓扑谱系及适用性

标准体系的结构,是标准体系中标准安排、放置的方式,它可以表达标准的隶属关系、路径关系、执行逻辑关系、类别关系、等价关系、综合关系等,是标准体系中标准组成关系的全貌反映。标准体系结构的主要作用是:标准体系的规划;标准项目的放置;标准项目查找和检索;标准项目的管理等。标准体系的结构为标准体系建设提供框架设计,是标准体系规划的方法支持。标准体系结构给出了标准的分类关系,为标准项目的放置提供了“盒子”。标准体系结构的分类“盒子”,方便了在成千上万个标准项目中查找所需标准。标准体系的结构关系,对于标准体系项目的计算机管理更是必不可少的,因为没有结构分类就无法缩小目标对象的范围,没有结构分类就没有查找的路径。应用拓扑关系,结合标准的特点,标准体系的结构可设计为以下结构谱系。

3.1 分类层次结构

标准体系的分类层次结构表达标准横向分类、纵向隶属分层的关系,其结构拓扑如图2所示。本文把图2的结构形式称为分类层次结构,而不是层次结构,这是因为这种结构不仅表达标准体系的层次关系,更多的是表达标准体系的分类关系。标准体系的层次结构关系用图1的结构就可表达。用分类层次结构表达标准体系时,多数情况层次的意义并不突出,而分类的意义是最受关注的。分类层次结构的适用面比较广,既适用于复杂大系统,也适用于简单小系统,主要适合于产品/型号标准体系、国家标准体系、行业标准体系、地方标准体系、企业标准体系等。这种结构的每个层面的实方框里都有相应的标准。

3.2 神经路径结构

标准体系的神经路径结构既类似于分类层次结构,又不同于分类层次结构,其结构拓扑如图3所示。从形式上两者相像,从标准体系的表达上两者又不一样。神经路径结构的过程节点是无功能的,末端才有功能,类似于神经系统的关系,敏感度在末端。神经路径结构的虚框层和虚框里,都没有相应的标准,只有底层的实框层才有标准,上层的虚框层只起到了分类和路径引导作用。由于这些虚框是分类名称不是实物名称,只是归纳的概念,方便实物集中指引,因此,这种标准体系的上层次关系是没有相应标准的。神经路径结构适用于层次单一的产品标准体系和品种多、技术简单的产品标准体系。

3.3 星形结构

标准体系的星形结构成辐射状形状,每个标准盒之间没有隶属关系,没有逻辑关系,没有关联关系,它们是相互独立的标准群,其结构拓扑如图4所示。星形结构标准体系适合无关联关系的标准群,但它们同属一个管理关系内,如地方标准体系等。星结构与分类层次结构不同之处在于分类层次结构的同层是有直接的关联关系的,而星形结构同层之间无直接关联关系,相互是独立关系的。星形结构也可建立分层关系,以内圈和外圈关系分出层,如图4所示。星形结构的每个标准实盒里可以建立分类层次结构或其他结构的内部标准体系结构关系。

3.4 序列结构

标准体系的序列结构是顺序排列的标准群,它们之间具有逻辑序列关系,起始点和终点是开口的,其结构拓扑如图5所示。序列结构的标准体系适合于按时间周期开展标准化活动的情况,如:产品或服务的全寿命周期标准化。序列结构标准体系反映的是标准群执行的顺序。对于服务事项对象,这种结构的标准体系就是一条龙服务的标准体系。序列结构标准实盒里也可以建立其他标准体系的结构关系。

3.5 环形结构

标准体系的环形结构由顺序连接闭环的标准类群组成,其结构拓扑如图6所示。环形结构标准体系与序列结构标准体系有相同之处和不同之处。相同之处是它们的标准是单线逻辑相连,不同之处是序列结构标准体系是开口的,即首尾不连的,而环形结构是首尾相连的,是封闭的结构。环形结构不一定都是要圆周形的,只要是封闭关系的线性流程标准体系即可。这种标准体系结构适合循环再生产品企业的标准体系,如:饮料塑料瓶、易拉罐等产品生产企业。产品的原料来自使用过的产品的回收,经过对回收材料的处理、加工、产品出厂、使用、再回收的循环过程,标准也按这些环节的要求进行制定。

3.6 矩阵结构

标准体系的矩阵结构是由横向和纵向整齐排列的标准类群组成,平行关系标准化对象具有相似性特征,其结构拓扑如图7所示。这种结构的标准体系可以是纵向连接的形式,即图7实线连接形式,也可以是横向连接的形式,即图7虚线连接形式。如果是单向连接结构的矩阵结构时,只要将图7的另一向线抹去即可。若有需要时,也可建立纵横连接的矩阵结构。矩阵结构标准体系适合同类型的一组标准化对象,如图7所示。当一组产品对象技术状态相近,是系列关系时,可用第一个产品的一套标准作为母本标准,针对每类产品的特点进行个性修改后,就可很容易地生成其他产品的成套标准,这就是矩阵结构具有相似性的省事优点。

3.7 综合结构

标准体系的综合结构是在分类层次结构的基础上,对同一层次分类类别进行技术标准、管理标准和工作标准进行结构综合,其结构拓扑如图8所示。这种结构的另一称谓是“功能归口结构”,这一命名与其他结构的命名属性不一致,因为,功能是内在关系,而其他结构命名的属性是用外部的形态关系。技术、管理、工作标准综合在一起的结构像一叉型,叉的上部分别为技术标准和管理标准,叉下部为工作标准,工作标准一般是技术和管理行为的执行。综合结构的标准体系适合按业务类型综合在一起的企业标准体系,不是那种分别建立技术标准体系、管理标准体系和工作标准体系的企业标准体系。

3.8 混合结构

标准体系的混合结构是多种结构复合的结构,可以是两种结构,或者多种结构,甚至是全部结构,其结构拓扑如图9所示。混合结构的标准体系适合于多种业务类型的标准化对象集于一体的标准体系,如:多种经营(或多元化)集团公司的标准体系,标准体系的主体系结构可用分类层次结构,集团中,从事产品开发生产的业务板块适合用综合结构的标准体系(如图8所示),从事物流业务的板块适合序列结构的标准体系(如图5所示),集团总部人力资源、财务、审计、行政、规划、保卫等职能部门的工作标准适合星型结构标准体系(如图4所示),投资业务的板块适合矩阵结构标准体系(如图7所示),服务业务的板块适合神经路径结构的标准体系(如图3所示)。

4 标准体系结构拓扑的要素和含义

标准体系的结构拓扑的基本要素是“线”和“框”,这些要素有不同的形态及其含义,因此,由这些基本要素组成的结构拓扑表达了其特定的含义。结构拓扑中的实线框是标准类别的集合框,相当于某类标准的存放盒子,通常是方形,也可以是其他形状,框内文字表示所集合的标准的类别名称,如图10中a)所示。结构拓扑中的虚线基框是类别标识,或者相当于路径标牌,通常是方形,也可以是其他形状,框内文字为标识内容或说明内容,如图10中b)所示。结构拓扑中的虚线套框是范围界限框,根据需要可以是方形、凹形、凸形等各种形状,框内是所要界定的标准体系结构拓扑的某些部分或全部,其作用表达内容在框外部,如图10中c)所示。结构拓扑中的实线是实线框或虚线基框间的连线,纵向线表达实线框标准间的指导与被指导的关系,横向线表达实线框间平行相关性,且可用于表达路径关系,如图10中d)所示。结构拓扑中的虚线是连接本标准体系标准实线框与非本标准体系的相关标准实线框的连线,如图10中e)所示。

尽管标准体系的结构只是标准体系的框架,但它是标准体系建立的前提和基础,只有对标准体系结构有系统、全面的掌握,并对标准体系结构的适用关系有深刻认识,才能建立科学合理、协调配套、系统全面的标准体系。

摘要：本文阐述了标准体系的类别,归纳了标准体系的结构类型,创建了标准体系结构拓扑的谱系,说明了各标准体系结构拓扑的特点和适用关系,研究提出了标准体系的结构要素,并给出了其含义。

关键词：标准体系,结构关系,研究

参考文献

[1] 麦绿波.标准体系的内涵和价值特性[J].国防技术基础,2010,(12) .

[2] GB/T 13016． 标准体系表编制原则和要求[S].北京:中国标准出版社,2009．