郭子宏 SH-ISH 2014会议精粹(昭通)
百年未有之大变局下的中国经济发展与新结构经济学的自主理论创新
2024年第1期（总第246期）新疆财经Finance&Economics of XinjiangNo.1.2024General No.246·特稿·编者按：新疆财经大学新结构经济学研究中心成立揭牌仪式暨新结构经济学视角下区域经济高质量发展和产业结构优化学术研讨会于2023年10月15日在新疆财经大学成功举办。
新疆维吾尔自治区人民政府副主席凯赛尔·阿不都克热木，北京大学新结构经济学研究院院长林毅夫教授，新疆维吾尔自治区党委教育工作委员会常务副书记及自治区教育厅党组书记、副厅长李国良，新疆财经大学党委书记李建军，新疆财经大学党委副书记、校长居来提·吐尔地，北京大学新结构经济学研究院副院长王勇教授出席揭牌仪式。
来自北京大学、吉林大学、辽宁大学、郑州大学、上海大学、西藏大学等国内20余家新结构经济学研究联盟单位、兄弟高校的专家学者和新疆财经大学师生代表参加揭牌仪式。
本刊整理了揭牌仪式结束后林毅夫教授所作的精彩报告，以飨读者。
关键词：百年未有之大变局；新结构经济学；经济发展；理论创新中图分类号：F127文献标志码：A文章编号：1007-8576（2024）01-0005-07 DOI：10.16716/ki.65-1030/f.2024.01.001百年未有之大变局下的中国经济发展与新结构经济学的自主理论创新*林毅夫2021年是中国完成第一个百年奋斗目标，开启“十四五”规划和2035年远景目标，迈向第二个百年奋斗目标以实现中华民族伟大复兴的宏伟目标之年。
习近平总书记提出了当今世界正经历百年未有之大变局的论断，并在2020年提出了新发展格局作为中国未来经济发展的政策导向。
下面我们主要讨论3个问题：一是为何世界会出现百年未有之大变局，以及这个变局将会如何演变；二是中国未来经济增长的潜力；三是新结构经济学的自主理论创新。
一、百年未有之大变局的提出与内涵2018年6月，习近平总书记在中央外事工作会议上提出了一个重大论断——当今世界正经历百年未有之大变局。
24-会议日程(Calendar)
史元春 沈中南 3. 学习对象元数据相关应用工具简介 华中科技大学
杨宗凯 吴砥 4. 分布式环境下共享学习资源模型研究 浙江大学
陈德人教授 5. XML技术在远程教育资源标准化方面的应用 天津财经学院
徐荣贞教授 主题2:
奚建清 朱斌 4. 内容包装规范与应用简介及虚拟实验试验规范的设想 上海交通大学
申瑞民 申丽萍 5. 计算机管理教学系统技术规范介绍 北京大学
汪琼、吴筱萌 分组报告（12/16）（Grouping Reports 12/16）
时间
Time 分会主题
Themes 报告主题（Topics） 报告人(Reporters)
教育资源元数据--理论和实践 Jon Mason 11:00~12:00 The Development of International E-learning Standards and carrying out in China
世界网络教育标准的发展以及与中国结合的实践探讨 Terry Hisberg 分组报告12/15（Grouping Reports 12/15）
12/16
PM
2:00
～
5:30 主题3:
远程教育标准应用探讨
Application Discuss 1. NGI、XML与标准 北师大：黄荣怀 2. WisdomClass--远程教育虚拟课堂 清华万博： 李小霞 3. 唯有标准，才能互联 TCL：吴士宏 4. 网络教育：关注服务和服务标准 科利华：郑永柏 5． 运用AICC规范实现LMSCore通信协议和学习管理
北大在线：沈利庆经理 主题4:
苎麻剥制机械研究现状与发展趋势
㊀㊀㊀２０２４年第４６卷第１期㊀㊀中国麻业科学㊀㊀ＰＬＡＮＴＦＩＢＥＲＳＣＩＥＮＣＥＳＩＮＣＨＩＮＡ㊀㊀㊀㊀文章编号:１６７１－３５３２(２０２４)０１－００４７－１３苎麻剥制机械研究现状与发展趋势郑文龙ꎬ马兰∗ꎬ刘佳杰ꎬ向伟ꎬ颜波ꎬ段益平ꎬ吕江南∗(中国农业科学院麻类研究所ꎬ湖南长沙４１０２２１)摘㊀要:苎麻是中国特色纤维作物ꎬ对其茎秆进行剥制是获取苎麻纤维材料的必要环节ꎬ开展苎麻剥制机械研究对该产业发展具有重要意义ꎮ文章在综述苎麻茎秆力学性能研究现状的基础上ꎬ分析了国外早期剥麻机存在的剥麻质量与效率不高的问题ꎬ介绍了我国现有剥麻机械的技术优势与问题ꎬ总结了麻类作物剥麻机械仿真模拟及智能机具的研发现状ꎮ研究认为ꎬ苎麻剥制机具研究还处于发展阶段ꎬ自动化㊁智能化㊁数据化是其未来研究发展方向ꎮ关键词:苎麻纤维ꎻ力学性能ꎻ剥麻机ꎻ仿真分析中图分类号:Ｓ２２６.７＋２㊀文献标识码:Ａ㊀开放科学(资源服务)标识码(ＯＳＩＤ):㊀收稿日期:２０２３－０９－１５基金项目:湖南省自然科学基金面上项目(２０１９ＪＪ４０３３３)ꎻ财政部和农业农村部:国家麻类产业技术体系建设专项(ＣＡＲＳ－１６)ꎻ中国农业科学院科技创新工程(ＣＡＡＳ－ＡＳＴＩＰ－ＩＢＦＣ)作者简介:郑文龙(１９９９ )ꎬ男ꎬ硕士研究生ꎬ主要从事农业机械创新设计研究ꎮＥ－ｍａｉｌ:８２１０１２２５５９３＠ｃａａｓ.ｃｎ∗通信作者:马兰(１９７７ )ꎬ女ꎬ博士ꎬ副研究员ꎬ主要从事农业机械化工程研究ꎮＥ－ｍａｉｌ:ｍａｌａｎ＠ｃａａｓ.ｃｎꎻ吕江南(１９６４ )ꎬ男ꎬ研究员ꎬ主要从事麻类剥制加工机械及麻产品加工技术研究ꎮＥ－ｍａｉｌ:ｙｊｌｊｎ＠ｓｉｎａ.ｃｏｍＲｅｓｅａｒｃｈＳｔａｔｕｓａｎｄＤｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔＴｒｅｎｄｏｆＲａｍｉｅＤｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒＺＨＥＮＧＷｅｎｌｏｎｇꎬＭＡＬａｎ∗ꎬＬＩＵＪｉａｊｉｅꎬＸＩＡＮＧＷｅｉꎬＹＡＮＢｏꎬＤＵＡＮＹｉｐｉｎｇꎬＬＹＵＪｉａｎｇｎａｎ∗(ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＢａｓｔＦｉｂｅｒＣｒｏｐｓꎬＣｈｉｎｅｓｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＡｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌＳｃｉｅｎｃｅｓꎬＣｈａｎｇｓｈａ４１０２２１ꎬＨｕｎａｎꎬＣｈｉｎａ)Ａｂｓｔｒａｃｔ:ＲａｍｉｅｉｓａｆｉｂｅｒｃｒｏｐｗｉｔｈＣｈｉｎｅｓｅｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓꎬａｎｄｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｒａｍｉｅｓｔｅｍｉｓｎｅｃｅｓ￣ｓａｒｙｔｏｏｂｔａｉｎｒａｍｉｅｆｉｂｅｒｍａｔｅｒｉａｌｓ.Ｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈｏｆｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅｒｙｉｓｏｆｇｒｅａｔｓｉｇｎｉｆｉｃａｎｃｅｔｏｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｒａｍｉｅｉｎｄｕｓｔｒｙ.Ｂａｓｅｄｏｎａｎｅｘｔｅｎｓｉｖｅｒｅｖｉｅｗｏｆｔｈｅｍｅｃｈａｎｉｃａｌｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓｏｆｒａｍｉｅｓｔａｌｋｓꎬｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｌｕｃｉｄａｔｅｄｈｉｓｔｏｒｉｃａｌｉｓｓｕｅｓａｂｏｕｔｔｈｅｑｕａｌｉｔｙａｎｄｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｅａｒｌｙｆｏｒｅｉｇｎｒａｍｉｅｄｅｃｏｒ￣ｔｉｃａｔｏｒꎬａｎｄｉｎｔｒｏｄｕｃｅｄｔｈｅｔｅｃｈｎｉｃａｌａｄｖａｎｔａｇｅｓａｎｄｐｒｏｂｌｅｍｓｏｆｔｈｅｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒｓｅｘｉｓｔｅｄｉｎＣｈｉｎａꎬａｎｄｓｕｍｍａｒｉｚｅｄｔｈｅｃｕｒｒｅｎｔｓｉｔｕａｔｉｏｎｏｆｍｅｃｈａｎｉｃａｌｓｉｍｕｌａｔｉｏｎａｎｄｉｎｔｅｌｌｉｇｅｎｔｍａｃｈｉｎｅｓ.Ｉｎｇｅｎｅｒａｌꎬｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈｏｆｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒｓｔｉｌｌｆａｃｅｓｍａｎｙｃｈａｌｌｅｎｇｅｓｉｎｔｈｅｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｓｔａｇｅꎬａｎｄｗｉｌｌｄｅｖｅｌｏｐｔｏｔｈｅｄｉｒｅｃｔｉｏｎｏｆａｕｔｏｍａｔｉｏｎꎬｉｎｔｅｌｌｉｇｅｎｃｅａｎｄｄａｔａｍａｔｉｏｎｆｏｒｆｕｔｕｒｅｒｅｓｅａｒｃｈａｎｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ.Ｋｅｙｗｏｒｄｓ:ｒａｍｉｅｆｉｂｅｒꎻｍｅｃｈａｎｉｃａｌｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓꎻｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒꎻｓｉｍｕｌａｔｉｏｎａｎａｌｙｓｉｓ苎麻(ＢｏｅｈｍｅｒｉａｎｉｖｅａＬ.)ꎬ又称 中国草 ꎬ是一种源自中国的重要纤维植物[１]ꎬ苎麻纤维因其较好的强度㊁耐久性㊁良好的吸湿性和透气性能ꎬ在纺织㊁服装㊁家居用品和工业材料等领域具有广泛的应用前景ꎮ对其茎秆进行剥制是获取苎麻纤维材料的必要环节ꎬ然而苎麻的高效剥制仍然是一个极具挑战性的问题ꎮ传统的剥麻方法通常依赖于手工操作ꎬ劳动强度大且效率低ꎮ随着人口老龄化等问题的出现ꎬ劳动力短缺已成为限制苎麻纤维产业发展的重要因素之一[２]ꎮ针对产业发展问题ꎬ研究人员相继研究出了多种类型的苎麻纤维剥制机械ꎬ在保证苎麻剥制质量基础上提高７４８４㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀中国麻业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第４６卷苎麻纤维的剥离效率[３]ꎬ促进了苎麻产业机械化发展ꎮ已有的苎麻剥制机械设备利用先进的工程原理和创新的剥离技术ꎬ为苎麻纤维机械化创新提供了新的突破点ꎬ但也存在着许多问题ꎮ因此ꎬ本文在阐述与剥制作业有关的苎麻茎秆力学性能研究状况的基础上ꎬ梳理国内外苎麻机械的发展和研究过程ꎬ分析仿真技术在苎麻剥制机械中的应用ꎬ展望苎麻剥制机械发展趋势ꎬ探讨先进的参数优化方法在苎麻剥制机械优化创新中运用的可能性ꎬ旨在为苎麻剥制机械的研发提供重要参考ꎮ１㊀苎麻茎秆力学性能研究现状苎麻茎秆呈圆柱形ꎬ其直径在不同生长阶段会发生变化ꎮ成熟的苎麻茎秆直径一般在８~１２ｍｍꎬ较细长柔软ꎬ表面光滑ꎬ并具有一定的韧性ꎮ苎麻茎秆由外至内依次由表皮层㊁韧皮部㊁木质部和髓部组成ꎬ不同的组织层在力学性质上具有明显的差异ꎮ为了简化分析和研究ꎬ可以将苎麻茎秆看作由韧皮部和木质部构成的空心圆柱体结构[４]ꎮ为了更好地设计苎麻纤维剥制加工机械ꎬ学者对苎麻茎秆㊁木质部和韧皮部的物理特性和力学特性进行了深入研究[５]ꎮ苏工兵等[６]对苎麻茎秆的力学特性进行了细致分析ꎬ结果显示ꎬ苎麻茎秆的木质部与韧皮部在力学性能上存在明显差异ꎬ研究结果对于深入理解苎麻茎秆的结构与性能关系具有重要意义ꎬ并为进一步研究苎麻茎秆以及开发苎麻剥制部件提供了理论依据ꎮ刘兆朋等[７]使用成熟期苎麻底部茎秆作为材料ꎬ通过复合材料微观力学研究方法ꎬ确定了苎麻茎秆的拉伸弹性模量㊁压缩弹性模量㊁同性面松柏比以及异性面松柏比ꎬ有助于全面了解苎麻茎秆的力学特性ꎬ为苎麻茎秆的剥制部件设计提供了重要的参考依据ꎮ沈成等[８]采用力学万能实验机ꎬ对苎麻木质部和茎秆整体进行了轴向压缩力学特性的研究ꎬ确定了中苎一号苎麻木质部的各项力学性能数据ꎬ为进一步了解苎麻木质部和茎秆的力学特性提供了重要的试验数据ꎮ王加跃等[９]利用自制夹具在力学万能实验机上对苎麻韧皮部进行撕裂试验ꎬ探究了撕裂角度㊁撕裂部位和撕裂方式对苎麻韧皮纤维与麻骨间撕裂力的影响ꎬ结果显示ꎬ随着撕裂角度逐渐增大ꎬ苎麻韧皮纤维与麻骨间的撕裂力逐渐减小ꎻ相比于单侧反向撕裂ꎬ同一试样双侧反向撕裂的撕裂力约为前者的两倍ꎻ不同部位的韧皮纤维在撕裂力方面存在约１７％的变化幅度ꎬ撕裂节点在韧皮部时的撕裂力会显著增大ꎮ徐鑫等[４]对苎麻茎秆㊁木质部和韧皮部进行了力学性能测试ꎮ木质部和韧皮部展现了各自独特的力学性能参数ꎬ其中拉伸弹性模量㊁压缩弹性模量和剪切模量在不同部位呈现差异ꎬ同异性面泊松比反映了不同平面上的形变关系ꎮ这些结果提供了苎麻茎秆及其组成部分在不同加载条件下的力学行为的定量描述ꎬ为苎麻材料的工程应用和优化设计提供了重要的参考依据ꎮＮｔｅｎｇａ等[１０]采用不同方法进行麻类纤维力学性能评价ꎬ选取３２０根红麻纤维在４个速度水平㊁２个纤维水平和３个温度水平下进行试验ꎬ测得杨氏模量㊁拉伸强度和应力应变数据ꎬ使用威布尔和蒙特卡罗统计方法估计数据的分散度ꎮ结果表明ꎬ不同运动速度下红麻纤维力学性能参数无较大变化ꎬ但试验温度上升ꎬ红麻的拉伸性能会急剧下降ꎮ该研究可为苎麻纤维在不同工况及温度下的力学性能研究提供参考ꎮ马兰等[１１]采用力学万能试验机对饲料用不同品种苎麻基部进行弯曲力测试ꎬ明确茎秆横截面积㊁重量㊁抗弯强度之间的关系ꎮ研究发现ꎬ茎秆横截面积与重量之间存在显著正相关关系ꎬ相关系数为０.９３８ꎮ同时ꎬ在７个苎麻品种中ꎬ饲料用苎麻的抗弯强度呈现极显著差异ꎬ其中苎麻四川ＤＢ的抗弯强度最高ꎬ而苎麻Ｇ５９的抗弯强度最低ꎮ该研究提供了不同品种苎麻的弯曲强度ꎬ可为相关收获机械的设计提供借鉴ꎮ苎麻力学性能的详细研究为后续苎麻纤维剥制机具的设计提供了重要的指导和理论依据ꎮ通过对苎麻茎秆㊁木质部和韧皮部进行力学性能测试ꎬ研究人员获得了苎麻在不同加载条件下的关键力学参数ꎬ例如抗弯弹性模量㊁最大抗弯强度㊁拉伸弹性模量㊁最大抗拉强度㊁压缩弹性模量㊁剪切模量以及同性面泊松比和异性面泊松比等ꎬ这些试验数据和参数可用于优化机具的结构设计ꎬ提高剥制效率和质量ꎬ亦可为苎麻材料的工程应用奠定基础ꎮ２㊀国内外苎麻剥制机具研究现状２.１㊀国外研究现状国外对于苎麻剥制机具的研究开展较早ꎬ但早期并没有专门用于苎麻剥制的机具ꎮ１８９３年ꎬ法国人Ｃｅｒｏｎ研制了第一台用于剥制剑麻纤维的Ｒａｓｐａｄｏｒ剥麻机ꎬ后经改进用于苎麻剥麻ꎮ随后ꎬ法㊁德㊁意㊁美㊁日多国先后研制了多种剥麻机(如表１所示)ꎬ注册了众多专利ꎬ但应用效果不理想ꎮ表１㊀国外研制的动力剥麻机Ｔａｂｌｅ１㊀Ｐｏｗｅｒｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅａｔａｂｒｏａｄ序号机具名称研制者１Ｒａｓｐａｄｏｒ剥麻机Ｃｅｒｏｎ２麻类植物茎秆表皮纤维处理设备ＳＬＹＶＡＫＯＶＶＥ３Ｂａｐｒｏｍａ剥麻机美国佛罗里达州农业试验站４Ｐｌａｎｔｅｃ剥麻机美国佛罗里达州农业试验站５麻类剥皮机ＦＵＬＬＥＲＭ６人力反拉东纤式剥麻机日本Ｔｏｒｓｃｏ公司７全自动托升式剥麻机日本Ｔｏｒｓｃｏ公司８ＣｅｃｏｃｏＳ－５０型日本Ｃｅｃｏｃｏ公司９Ｃｅｃｏｃｏ１０１Ｎ型小型手工喂入剥麻机日本Ｃｅｃｏｃｏ公司１０ＣｅｃｏｃｏＲａｓｐａｄｏｒ型手工喂入剥麻机日本Ｃｅｃｏｃｏ公司１１麻类作物茎秆纤维分离机ＰＡＳＨＩＮＥＬ㊀㊀第二次世界大战期间ꎬ美国各州农业试验站开展苎麻动力剥麻机研究ꎬ成功研制出反拉式苎麻剥麻机ꎬ并在印度㊁菲律宾等国推广应用ꎮ典型机具有Ｂａｐｒｏｍａ剥麻机㊁Ｐｌａｎｔｅｃ剥麻机(美国佛罗里达州农业试验站研制)和ＰｌａｎｔｅｃＳｅｎｉｏｒ３００型剥麻机等[１２]ꎮ２０世纪中叶ꎬ日本针对苎麻机械化剥制技术展开深入研究ꎬ并成功研制出多款苎麻剥麻机ꎮ典型机具有日本Ｔｏｒｓｃｏ公司研制的人力反拉东纤式剥麻机和全自动托升式剥麻机㊁Ｃｅｃｏｃｏ公司研制的ＣｅｃｏｃｏＳ－５０型㊁Ｃｅｃｏｃｏ１０１型和ＣｅｃｏｃｏＲａｓｐａｄｏｒ手工喂入剥麻机等ꎮ直至９０年代ꎬ随着世界范围内苎麻种植面积的萎缩ꎬ日本与欧美等国先后停止了苎麻相关剥麻机械的研究[１３]ꎮ专利资料显示ꎬＳｌｙｖａｋｏｖ[１４]发明了一种用于提取麻类植物茎秆表皮纤维的设备(如图１所示)ꎬ主要包含干燥室㊁压碎辊以及清洁装置３部分ꎬ在提取纤维的过程中避免了反复弯折ꎬ从而不损伤韧皮纤维ꎬ提升长纤维产量ꎮ图１㊀麻类植物处理机Ｆｉｇ.１㊀ＰｒｏｃｅｓｓｏｒｓｆｏｒｂａｓｔｆｉｂｅｒｃｒｏｐｓＦｕｌｌｅｒ[１５]等设计发明了一种麻类剥皮机ꎬ主要工作部件包含大小两种剥麻滚筒ꎮ直径较小的剥麻滚筒打麻盘间距较小ꎬ用于初步处理茎叶㊁折断麻骨ꎬ直径较大的剥麻滚筒打麻盘间距较大ꎬ用于剥制表皮纤维ꎮ通过多组滚筒之间的互相碾压喂料ꎬ共同完成剥皮工序ꎬ实现高效的剥麻作业ꎮ９４第１期郑文龙等:苎麻剥制机械研究现状与发展趋势图２㊀麻类剥皮机Ｆｉｇ.２㊀Ｂａｓｔｆｉｂｅｒｃｒｏｐｓｂａｒｋｅｒ俄罗斯的Ｚｈｉｖｅｔｉｎ等[１６]提出了一种设想ꎬ将亚麻纤维层的韧皮纤维纵向定位ꎬ对纤维层进行机械加工ꎬ使纤维缩短到预定长度ꎬ该设想用于提高纤维质量㊁回收亚麻生产废料和实现多种规格亚麻纤维的生产ꎮＰａｓｈｉｎ等[１７]设计了一种麻类作物茎秆纤维分离机(如图３所示(ａ))ꎬ主要由水平输送机㊁破碎夹紧装置㊁破碎清理装置和气动吸入系统等组成ꎮ限制装置沿着破碎夹紧装置的边缘放置ꎬ破碎夹紧装置背部设有防护罩ꎬ防止茎秆触碰破碎装置ꎬ用于消除茎秆缠绕问题ꎬ减小整体机器尺寸ꎮＰａｓｈｉｎ等[１８]随后在此机器上做了改进(如图３所示(ｂ))ꎬ通过一个杠杆装置切换滚筒的运动ꎬ模拟揉捏和压制工序ꎬ完成剥麻作业ꎮ改进后的机器简化了机器结构ꎬ降低了电机功率ꎮ目前ꎬ鲜见国外有关苎麻剥制机械的研究报道ꎮ图３㊀麻类作物茎秆纤维分离机与其改进机型Ｆｉｇ.３㊀Ｂａｓｔｆｉｂｅｒｃｒｏｐｓｔａｌｋａｎｄｆｉｂｅｒｓｅｐａｒａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅａｎｄｉｔｓｉｍｐｒｏｖｅｄｍｏｄｅｌ２.２㊀国内研究现状我国一直致力于苎麻剥制机械的研究ꎬ推动苎麻产业机械化生产ꎮ目前ꎬ我国已开发了５０多种型号的苎麻剥制加工机具和设备(如表２所示)ꎬ包括简易式刮麻器㊁人力反拉式剥麻机㊁直喂式剥麻机和横向喂入式剥麻机等ꎮ在研发过程中ꎬ研究人员不断改进和优化剥麻机械的设计ꎬ以提高剥麻质量和工作效率ꎬ亦关注机械的自动化程度和操作便捷性ꎬ致力于实现更高效㊁更稳定的苎麻剥制过程ꎮ通过不断创新和技术进步ꎬ我国在苎麻剥制机械领域取得了长足发展ꎮ表２㊀国内研制的剥麻机械Ｔａｂｌｅ２㊀ＲａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅｒｙｉｎＣｈｉｎａ序号机具名称研制单位类别１沅江２号刮麻器原湖南省沅江县农具厂简易式手动刮麻器２７２型刮麻器中国农业科学院麻类研究所简易式手动刮麻器３５９－１２１型动力剥麻机湖北省阳新县单滚筒人力反拉式４６ＢＺ－４００型苎麻动力剥麻机中国农业科学院麻类研究所单滚筒人力反拉式５６ＢＭ－４０Ａ型剥麻机湖南省南县八百弓农机厂单滚筒人力反拉式６６ＢＭ－４００型剥麻机上海市松江张泽机械厂单滚筒人力反拉式７ＢＭ－Ｃ型剥麻机江西工业大学(南昌大学)单滚筒人力反拉式８ＺＢ－１型双滚筒剥麻机湖北省纺织工业科学研究所双滚筒人力反拉式９６ＢＭ－３５０型苎麻剥麻机中国农业科学院麻类研究所双滚筒人力反拉式１０ＣＤ－２型剥麻机四川省鑫农科技有限公司双滚筒人力反拉式０５㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀中国麻业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第４６卷㊀㊀续表２序号机具名称研制单位类别１１ＦＬ－２３５型剥麻机重庆市涪陵区农业局双滚筒人力反拉式１２一次喂入式剥麻机中国农业科学院麻类研究所直喂式剥麻机１３ＪＢＭ－１００型剥麻机华中农业大学直喂式剥麻机１４ＦＬ－ＫＢ型复刮式剥麻机重庆市涪陵区农机局和农业局直喂式剥麻机１５大型横向喂入式苎麻剥麻机中国农业科学院麻类研究所横向喂入式剥麻机１６连续夹持输送式剥麻机中国农业科学院麻类研究所横向喂入式剥麻机１７６ＴＭ－１６０型横喂式双向自动苎麻三脱机湖北省咸宁市农业科学院农机研究所横向喂入式剥麻机１８４ＢＭ－４５０型直喂式苎麻剥麻机中国农业科学院麻类研究所直喂式剥麻机２.２.１㊀简易式刮麻器２０世纪５０年代ꎬ我国科研人员从研制仿手工简易刮麻器开始ꎬ展开了苎麻的剥制加工机械研究ꎮ尽管简易刮麻器在调节间隙方面受到麻茎规格的限制ꎬ但其操作技术易于掌握ꎬ有效降低了劳动强度ꎬ成为苎麻生产中不可或缺的剥制工具ꎮ其中ꎬ沅江２号和７２型刮麻器是典型的机型ꎮ沅江２号刮麻器采用卧式单刀㊁脚踏结构ꎬ每次处理４~５片麻皮ꎬ通过夹紧麻皮并手工刮净梢部和基部的方式完成剥麻作业ꎮ该机具的原麻刮制效率为１~１.５ｋｇ/ｈꎬ鲜皮出麻率为１２％~１５％ꎮ这种刮麻器的设计使得操作相对简单ꎬ并且能够提高剥制效率ꎬ但其处理能力和出麻率相对有限[１２]ꎮ另一种典型的机型是７２型刮麻器[１３][１９]ꎬ其采用立式双刀型结构ꎬ并配备橡皮弹簧自紧刮麻装置ꎬ能够适应不同厚度的麻皮ꎬ实现干净且色泽良好的刮制效果ꎮ该刮麻器通过刀片结构和刮麻装置的改进ꎬ提高了剥制效率和麻皮质量ꎮ图４㊀典型简易刮麻器Ｆｉｇ.４㊀Ｔｙｐｉｃａｌｓｉｍｐｌｅｓｃｒａｐｅｒ总之ꎬ仿手工刮麻式苎麻剥麻机具在我国苎麻加工中发挥了重要的作用ꎬ其简便的操作方式提高了苎麻生产的效率和质量ꎬ但这些机具的处理能力和出麻率仍有待提高ꎮ随着苎麻产业的发展和市场需求的变化ꎬ研发更先进㊁高效的剥麻机具以满足苎麻剥制加工的要求ꎬ成为其产业发展趋势ꎮ２.２.２㊀人力反拉式苎麻剥麻机人力反拉式苎麻剥麻机是一种动力剥麻机ꎬ是当前市场上数量最多的机型之一[２０]ꎮ其工作过程为操作人员手持苎麻茎秆一端进行喂入ꎬ完成一次剥麻作业后ꎬ操作人员将苎麻茎秆从机器中反向抽出ꎬ并将茎秆换向另一端进行加工ꎮ人力反拉式苎麻剥麻机主要分为单滚筒和双滚筒两种形式ꎬ主要区别在于剥麻装置的滚筒数量ꎮ单滚筒反拉式苎麻剥麻机的剥麻装置只有一个剥麻滚筒ꎬ而双滚筒反拉式苎麻剥麻机则具有两个剥麻滚筒[２１]ꎮ典型的单滚筒反拉式剥麻机(如图５(ａ)所示)是由中国农业科学院麻类研究所研制的６ＢＺ－１５第１期郑文龙等:苎麻剥制机械研究现状与发展趋势４００型剥麻机ꎮ该剥麻机的工作流程是人工将苎麻鲜茎喂入剥麻滚筒中ꎬ高速旋转的滚筒将苎麻茎秆与苎麻纤维打碎分离ꎬ并通过滚筒打板的作用将其抛出机外ꎬ得到洁净的原麻[２２]ꎮ该机具有较高的剥麻工效ꎬ鲜茎出麻率为５.３４％ꎬ原麻含胶率为２４.２１％ꎬ原麻含杂率为０.４３％ꎮ该机型的后续改进机型[２３]采用整机动力部分与剥麻部分可快速组合拆卸的设计ꎬ便于山地丘陵作业ꎮ此外ꎬ湖北省阳新县研制的５９－１２１型剥麻机㊁湖南省南县八百弓农机厂研制的６ＢＭ－４０Ａ型剥麻机和江西工业大学(现南昌大学)研制的ＢＭ－Ｃ型剥麻机也曾小规模推广用于生产[２４]ꎮ典型的双滚筒反拉式剥麻机有上海松江张泽机械厂研制的ＺＢ－１型剥麻机㊁四川省鑫农科技有限公司研制的ＣＤ－２型剥麻机㊁重庆市涪陵区农业局研制的ＦＬ－２３５型剥麻机和中国农业科学院麻类研究所研制的４ＢＭ－２６０型剥麻机(如图５(ｂ)所示)ꎮ其中被广泛应用的是中国农业科学院麻类研究所研制的４ＢＭ－２６０型双滚筒反拉式剥麻机和四川省鑫农科技有限公司研制的ＣＤ－２型剥麻机ꎮ４ＢＭ－２６０型剥麻机具有结构简单㊁剥麻质量较好的特点[２５]ꎮ尽管相较于纯人工作业ꎬ双滚筒反拉式剥麻机可以提高３~５倍的工效ꎬ但其机械化程度较低ꎬ需要人力反拉操作ꎬ具有劳动强度大等缺点ꎮＣＤ－２型剥麻机[２６]较一般剥麻机的独特之处在于既可用于处理麻皮ꎬ也可处理麻秆ꎬ体积小ꎬ重量轻ꎬ适用于田间单人作业或多人同时作业ꎮ与单滚筒式剥麻机相比ꎬ双滚筒反拉式剥麻机具有工效高㊁鲜茎出麻率高㊁纤维损伤少的特点ꎮ图５㊀人力反拉式剥麻机Ｆｉｇ.５㊀Ｍａｎｕａｌｐｕｌｌ－ｂａｃｋｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒｓ２.２.３㊀直喂式苎麻剥麻机直喂式苎麻剥麻机(如图６所示)是一种多滚筒全自动直喂式剥麻机ꎬ由喂料装置㊁剥麻滚筒㊁纤维输出装置㊁动力及传动装置和机架等组成[２７]ꎮ该机型通过调节底刀片距离实现对不同直径苎麻的刮麻功能ꎬ具有操作简单㊁劳动强度低㊁生产效率高的特点ꎮ剥麻滚筒的数量一般为３至６对ꎮ在剥麻过程中ꎬ茎秆经喂入装置进入剥麻滚筒ꎬ通过转速依次增大的多对剥麻滚筒ꎬ使茎秆向后输送并碾碎㊁刮打和梳理ꎬ最终实现茎秆的皮骨分离ꎬ得到剥制好的纤维ꎮ该类机型实现了连续喂入ꎬ操作简单ꎬ劳动强度低ꎬ相较于人力反拉式剥麻机ꎬ剥麻工效更高ꎮ图６㊀典型直喂式剥麻机Ｆｉｇ.６㊀Ｔｙｐｉｃａｌｄｉｒｅｃｔｆｅｅｄｉｎｇｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒ然而ꎬ由于苎麻纤维较长且含胶率高ꎬ直喂式剥麻机在剥麻过程中容易发生滚筒缠麻现象ꎮ２５㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀中国麻业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第４６卷剥麻质量的稳定性受茎秆长度和滚筒转速的影响ꎬ剥麻工效也有所限制ꎮ目前的直喂式剥麻机主要包括中国农业科学院麻类研究所研制的一次喂入式剥麻机[２８]㊁华中农业大学研制的ＪＢＭ－１００型剥麻机[２９]以及重庆市涪陵区农机局和农业局联合研制的ＦＬ－ＫＢ型复刮式剥麻机等ꎮ直喂式剥麻机在剥麻过程中通过多滚筒的协同作用ꎬ实现连续喂入ꎬ有效提高了剥麻工效ꎮ但直喂式剥麻机所剥麻纤维仍含有较多麻骨和麻壳ꎬ尤其是基部ꎬ需要进一步清理才能达到相关标准要求ꎬ而且滚筒缠麻现象仍然是直喂式剥麻机面临的挑战之一ꎬ需要通过进一步的技术改进和优化来解决ꎮ此外ꎬ还应考虑剥麻质量的稳定性和能耗的控制ꎬ以满足苎麻加工领域的需求ꎬ并促进苎麻剥麻工艺提高ꎮ２.２.４㊀横向喂入式苎麻剥麻机横向喂入式剥麻机(如图７所示)是一种新型剥麻机器[３０]ꎬ该机型主要由喂入装置㊁两套夹持输送装置㊁两套剥麻装置㊁纤维输出装置㊁动力及传动装置与机架等组成ꎮ其工作过程为:苎麻茎秆横向喂入后ꎬ第一夹持机构夹紧苎麻基部进入第一剥麻滚筒ꎬ苎麻基部茎秆经滚筒均匀连续的刮剥ꎬ去除麻骨和麻壳ꎬ得到洁净度高的纤维ꎬ然后第二夹持输送装置换位夹持剥制后的苎麻纤维ꎬ带动纤维进入第二剥麻滚筒ꎬ滚筒刮剥另一端未加工的苎麻梢部茎秆ꎬ直至剥制出较好的纤维ꎬ最后剥制好的纤维通过纤维输出装置输出ꎬ完成纤维剥制作业ꎮ夹持输送装置常见的类型有链条式㊁齿轮齿条式㊁橡胶带式和绳带式等ꎮ剥麻装置通常设计两套ꎬ有单滚筒式和双滚筒式等ꎮ横向喂入式剥麻机实现了苎麻物料连续喂入ꎬ操作简单ꎬ工效较高ꎬ解决了人力反拉式剥麻机劳动强度大㊁安全性能差的问题ꎮ但该技术仍存在纤维夹持不牢固㊁装置难以小型化等问题ꎮ图７㊀典型横向喂入式剥麻机Ｆｉｇ.７㊀Ｔｙｐｉｃａｌｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅｏｆｔｒａｎｓｖｅｒｓｅｆｅｅｄｉｎｇ图８㊀连续夹持输送式剥麻机Ｆｉｇ.８㊀Ｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｉｎｇｍａｃｈｉｎｅｏｆｃｏｎｔｉｎｕｏｕｓｃｌａｍｐｉｎｇａｎｄｃｏｎｖｅｙｉｎｇ横向喂入式剥麻机主要有中国农业科学院麻类研究所研制的大型横向喂入式苎麻剥麻机[３１]㊁连续夹持输送式剥麻机[３２](如图８所示)以及湖北省咸宁市农业科学院农机研究所研制的６ＴＭ１６０型横喂式双向自动苎麻三脱机[３３](如图９所示)ꎮ横喂式双向自动苎麻三脱机的结构包括喂麻装置㊁机械手㊁夹持与输送机构㊁两套三脱机构㊁托收机构㊁液压系统㊁动力及传动机构㊁控制系统和机架等ꎮ该机利用折㊁刮㊁挤的工作原理实现苎麻茎秆的纤维㊁麻骨和胶质的三脱过程ꎮ作业过程中ꎬ叶片滚筒相互啮合反向对辊式旋转ꎬ折刮去除茎秆的表皮㊁麻骨和部分胶质ꎬ而挤压光滚则安装在入口和出口处并对辊式旋转ꎬ起到进一步分离纤维与麻骨以及挤压出纤维内胶质的作用ꎮ上述横向喂入式苎麻剥制机械的工作原理基本相同ꎬ苎麻茎秆前进方向与剥麻滚筒旋转方向垂直或有一定的夹角ꎬ通过剥麻滚筒对苎麻纤维的摩擦击打作业实现苎麻纤维的分离工序ꎬ尽管３５第１期郑文龙等:苎麻剥制机械研究现状与发展趋势采用的夹持输送链的形式㊁类型和结构形式等不尽相同ꎬ但都可以实现剥麻作业ꎬ然而ꎬ这些设备仍存在一些问题ꎬ如纤维损失率较高或麻骨去除不彻底等ꎬ需要进一步改进和完善ꎮ注:１ 动力及传动装置ꎻ２ 液压系统ꎻ３ 机架ꎻ４ 第１剥麻机构ꎻ５ 喂麻装置ꎻ６ 第２剥麻机构ꎮ图９㊀６ＴＭ１６０型横喂式双向自动苎麻剥麻机Ｆｉｇ.９㊀６ＴＭ１６０ｔｒａｎｓｖｅｒｓｅ－ｆｅｅｄｉｎｇｂｉｄｉｒｅｃｔｉｏｎａｌａｕｔｏｍａｔｉｃｒａｍｉｅｄｅｃｏｒｔｉｃａｔｏｒ２.２.５㊀螺旋式苎麻剥麻机中国农业科学院麻类研究所发明了一种用于处理苎麻茎秆的分离设备[３４](如图１０所示)ꎬ创新性的采用螺旋碾压部件ꎬ与滚筒分离部件相结合进行苎麻剥制ꎬ兼顾苎麻作物多用途利用ꎬ有望成为一种新型苎麻剥麻机ꎬ但未见生产样机ꎮ注:１ 螺旋碾压分离部件ꎻ２ 纤维抛甩部件ꎻ３ 防护罩ꎻ４ 输送部件ꎻ５ 麻骨收集部件ꎻ６ 机架ꎻ７ 动力ꎮ图１０㊀苎麻茎秆螺旋式分离设备示意图Ｆｉｇ.１０㊀Ｓｃｈｅｍａｔｉｃｄｉａｇｒａｍｏｆｒａｍｉｅｓｔａｌｋｓｐｉｒａｌｓｅｐａｒａｔｉｏｎｅｑｕｉｐｍｅｎｔ３㊀麻类作物相关机械设备仿真研究现状苎麻剥麻机的仿真研究主要涉及以下方面:机械结构建模和运动学仿真㊁力学特性分析㊁苎麻茎秆与机械的相互作用模拟等ꎮ通过绘图软件对苎麻剥麻机的机械结构进行三维建模ꎬ包括各个部件的几何形状㊁尺寸和组装关系等ꎬ可在计算机环境中准确地重现剥麻机的实际结构ꎮ然后ꎬ利用运动学和动力学仿真软件(如ＳｏｌｉｄＷｏｒｋｓ㊁Ａｄａｍｓ等)对机械运动进行模拟和分析ꎬ包括剥麻滚筒的旋转㊁传动装置的运动等ꎮ通过运动学和动力学仿真ꎬ可了解机械各部件之间的相对运动关系㊁运动速度和加速度等参数ꎮ其次ꎬ研究人员利用有限元分析软件(如ＡＮＳＹＳ㊁ＡＢＡＱＵＳ)对苎麻剥麻机工作性能进行模拟和分析ꎮ有限元分析可以通过将机械结构离散为有限个小单元ꎬ利用数值方法计算这些单元的应力㊁应变和变形等力学参数ꎮ通过模拟分析ꎬ可以评估剥麻机在不同工作负荷下的受力情况㊁变形情况以及可能存在的强度和刚度问题ꎮ此外ꎬ研究人员还可以使用多体动力学仿真软件(如ＡＤＡＭＳ)对苎麻茎秆与剥麻机之间的相互作用进行模拟和分析ꎮ这种仿真可以考虑茎秆在剥麻过程中的弯曲㊁挤压㊁摩擦等因素ꎬ预测茎秆与机械接触的力学行为和力学特性ꎮ通过先进仿真技术的应用和研究ꎬ研究人员可以深入理解苎麻剥麻机的工作原理㊁性能特性和机械与苎麻茎秆之间的相互作用ꎬ为剥麻机的设计㊁改进和优化提供理论指导和技术支持ꎮ仿真研究可以减少试验试错成本ꎬ提高设计效率ꎬ为苎麻剥麻机的性能和效率提升提供重要参考ꎮ４５㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀中国麻业科学㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀第４６卷。
2014年会展业新闻盘点
2014年会展业新闻盘点作者：来源：《中外会展》2015年第01期1会议业首部国家标准《会议分类与术语》发布2014年2月19日，由全国会展业标准化技术委员会提出并归口，上海市标准化研究院牵头，国家会议中心起草的《会议分类与术语》（GB/T 30520-2014）国家标准正式发布，并于2014年8月1日起实施。
《会议分类与术语》涵盖会议分类和通用术语两部分，共包含9个条目和138个词条，适用于会议产业的研究、行业政策的制定和指导会议实务活动。
作为首部指导会议产业运行的国家标准，《会议分类与术语》为会议业标准体系的建立开创了良好开端，为政策法律及理论研究的开展提供了科学依据，也为整个会议行业在概念体系协调的基础上实现无缝交流提供了权威标杆。
2云南成立首个“会展学院”2014年4月25日，由云南省会展行业协会和云南财经大学中华职业学院共建的“会展学院”正式成立。
这是云南省第一个由行业协会和高等院校合作举办的行业学院，也是云南省行业协会立足行业发展趋势完善人力资源开发体系的创新尝试。
会展学院成立后，双方通过工学交替、做学合一、定向就业的教学模式，培养更多“接地气”的人才。
同时，积极为行业系统的员工培训和多类型项目合作提供有利平台，努力实现高校人才培养、企（行）业人力资源开发和学生职业生涯发展的多赢。
3我国首个会展经济与管理专业硕士点计划后年招生随着国内会展经济蓬勃发展，教育部最新版本的本科专业目录，已将“会展经济与管理”作为二级学科单列。
在以往办学基础上，2014年上海对外经贸大学率先成功申报会展经济与管理专业硕士点，计划2016年招生。
上海对外经贸大学前身——上海外贸学院和上海师范大学得到教育部正式批复，获准开设会展经济与管理专业，成为首批两所会展教育本科院校。
而上海对外经贸大学选择会展经济强国德国院校合作，设立了全国第一个中外合办的会展专业。
4服务贸易成拉动经济强劲引擎第三届中国（北京）国际服务贸易交易会（以下简称：京交会）于2014年5月28日在国家会议中心开幕，本届京交会由展览展示、论坛活动、洽谈交易三种形式活动组成，洽谈展览面积约5万平方米。
2014中央经济工作会议十大关键词解析
中央经济工作会议十大关键词解析2013年12月14日 08:35:49 来源：证券时报分享到： 4编者按：举世瞩目的十八届三中全会之后召开的2013年中央经济工作会议，在今年以来中央一再强调压缩会期、改善会风的情况下，打破了历年来会期绝大多数为三天的惯例，创下十多年来会期最长的纪录，显示出此次会议的重要性和内容的丰富性均超过以前。
之一：稳中有进、稳中向好中央经济工作会议提出，今年以来，在极为错综复杂的形势下，我们贯彻落实党的十八大精神，加强党对经济工作的指导，坚持稳中求进工作总基调，按照宏观政策要稳、微观政策要活、社会政策要托底的思路，扎实做好各方面工作，经济社会发展稳中求进、稳中求好，实现了良好开局。
可以看出，虽然今年经济工作会议仍然沿用了“稳中求进”的提法，但对“稳”和“进”都提出了更新的要求，其内涵与去年相比已经发生了变化。
“稳”不仅仅意味着经济领域要“稳增长”，也包括就业、物价、居民收入等民生领域的稳定。
所追求的“进”将是全局性的改革，用改革来推动经济提质增效。
在国家信息中心首席经济师范剑平看来，多数国家都是在低收入国家向高收入国家过渡的时期，经济发展会出现高速增长，但在高速增长过后，随后十年的潜在增长率同高速增长期相比，增速一般都要降低一半。
范剑平认为，中国正处于这个时期，经济潜在增长率已经降至7%至8%，之所以没降至5%左右，主要是由于高储蓄率等特殊因素进行缓冲，最关键的一个因素便是改革潜力。
目前，主要是体制阻碍了经济潜力的发挥。
如果改革稳妥推进，经济增速将重返8%以上。
之二：保持国内生产总值合理增长中央经济工作会议提出，做好明年经济工作，要全面认识持续健康发展和生产总值增长的关系，抓住机遇保持国内生产总值合理增长、推进经济结构调整，努力实现经济发展质量和效益得到提高又不会带来后遗症的速度。
去年以来，中国经济增长已有两个季度低于7.5%的年度增长目标，尽管全年看实现年度增长目标并无悬念，但市场关于明年增长目标是否会调低至7%的讨论并未降温。
重要会议及领导人重要讲话14年3大重要会议精神：中央经济工作会议、中央城镇化工作会议、中央农村工作会议
重要会议及领导人重要讲话之2014年3大重要会议精神：中央经济工作会议、中央城镇化工作会议、中央农村工作会议中央经济工作会议、中央城镇化工作会议和中央农村工作会议分别于2013年12月10日至13日、12月12日至13日、12月23日至24日在北京召开。
这是党的十八届三中全会之后召开的三个全国性重要会议，明确了2014年经济工作“稳中求进、改革创新”的主基调和“六大任务”，以及城镇化工作、农村工作的目标任务。
全面深入理解把握三个工作会议的主要精神，对如何在复杂的国内外经济局势下全面深化改革，找准着力点、把握关键点，做好2014年的工作，具有重要的指导意义。
经济工作：稳中求进改革创新中央经济工作会议部署2014年六大任务1、切实保障国家粮食安全必须实施以我为主、立足国内、确保产能、适度进口、科技支撑的国家粮食安全战略。
要依靠自己保口粮，集中国内资源保重点，做到谷物基本自给、口粮绝对安全。
坚持数量质量并重，更加注重农产品质量和食品安全，注重生产源头治理和产销全程监管。
注重永续发展，转变农业发展方式，发展节水农业、循环农业。
抓好粮食安全保障能力建设，加强农业基础设施建设，加快农业科技进步。
2、大力调整产业结构要着力抓好化解产能过剩和实施创新驱动发展。
坚定不移化解产能过剩，不折不扣执行好中央化解产能过剩的决策部署。
把使市场在资源配置中起决定性作用和更好发挥政府作用有机结合起来，坚持通过市场竞争实现优胜劣汰。
政府要强化环保、安全等标准的硬约束，加大执法力度，对破坏生态环境的要严惩重罚。
化解产能过剩的根本出路是创新，包括技术创新、产品创新、组织创新、商业模式创新、市场创新。
大力发展战略性新兴产业，加快传统产业优化升级。
创造环境，使企业真正成为创新主体。
政府要做好加强知识产权保护、完善促进企业创新的税收政策等工作。
强化激励，用好人才，使发明者、创新者能够合理分享创新收益，打破阻碍技术成果转化的瓶颈。
3、着力防控债务风险要把控制和化解地方政府性债务风险作为经济工作的重要任务，把短期应对措施和长期制度建设结合起来，做好化解地方政府性债务风险各项工作。
2014年10月21日会议记要
2014年10月21日
会议地点
公司
参会人员
运营部：宋鑫、蒋燕、傅万团、梁青雁、张亚平、刘俊杰
人事部：李海燕、徐艳艳
会议主持
李海燕
记录人
徐艳艳
会议内容
针对客服流程，有效沟通的进行分享交流，提出以下问题：
一、售前售后问题的处理
（1）有效的沟通，对于本人无法解决的问题，可抛出问题，大家共同解决
（2）客服的回复率要提高，可以利用业余时间，多多练习打字，也可以同事之间进行比赛，提高自己的打字速度
（3）工作的衔接，本职工作的完成度，与下一个人的对接，整理好交接内容，交接过程中的沟通，不要等结果出现在沟通，再做重复工平台（学习，共同利益，进步发展。。。）
（2）对于完善的公司规章保持什么态度？（打卡，绩效的认识）
（3）对目前工作过程中最有成就感的事情，你的归属感？（大部分为实习生，成就感多数为第一单的成功；归属感总结为公司融洽的气氛，有家的感觉，同事之间无疏离感）
（4）自身的管理，对于电商行业你的工作意识（6W3H,PADC）
三、团队工作意识
（1）团队工作过程中的有效沟通，自发自觉的完成工作
（2）高效有计划的完成工作，每日的工作总结，团队分享
（3）与上级领导的有效沟通，与同事之间的有效沟通，针对不同人采取不同的语言方法进行沟通。
会议纪要
控股股东私利行为、客户治理与企业绿色创新——基于中国上市公司的经验研究
2024年4月第40卷㊀第2期㊀㊀㊀㊀㊀㊀中国石油大学学报(社会科学版)Journal of China University of Petroleum (Edition of Social Sciences )㊀㊀㊀㊀㊀㊀Apr.2024Vol.40㊀No.2收稿日期:2023-03-22基金项目:山东省社会科学规划研究项目(19BYSJ42)作者简介:王㊀勇(1979 ),男,安徽滁州人,中国石油大学(华东)经济管理学院副教授,博士,研究方向为资本市场与公司理财㊂DOI:10.13216/ki.upcjess.2024.02.0012控股股东私利行为、客户治理与企业绿色创新基于中国上市公司的经验研究王㊀勇1,郭㊀佳1,王凤龙2(1.中国石油大学(华东)经济管理学院,山东青岛266580;2.中国石油化工集团有限公司发展计划部,北京100728)摘要:以2012 2021年A 股非金融上市公司为样本,理论分析与实证考察控股股东私利行为对企业绿色创新的影响以及关系客户对此的治理效应㊂研究结果表明,控股股东私利行为显著降低了企业绿色创新水平,而客户的治理能力能有效弱化控股股东私利行为对企业绿色创新的负面影响,揭示了客户治理效应的存在㊂基于影响机理的进一步分析发现,客户对控股股东私利行为的治理效应在低现金持有水平㊁过度投资企业中表现得更为显著㊂基于企业外部治理机制的进一步分析显示,在影响控股股东私利行为与企业绿色创新关系的过程中,客户治理与产品市场竞争治理㊁机构投资者持股治理之间存在显著的替代关系㊂对此,企业应建立健全内部治理与监督机制,加强客户资源管理㊂关键词:控股股东私利行为;客户治理;企业绿色创新;外部治理机制中图分类号:F273.1;X322㊀文献标识码:A㊀文章编号:1673-5595(2024)02-0098-12㊀㊀一㊁引言党的二十大提出 协同推进降碳㊁减污㊁扩绿㊁增长,推进生态优先㊁节约集约㊁绿色低碳发展 ,突出了国家对生态环境保护和绿色健康低碳发展的迫切需求㊂绿色创新是连接经济与环境的关键因素[1],是可持续发展与健康低碳发展的关键手段㊂企业作为环境污染的责任主体,其绿色创新是推进降碳扩绿的核心方式之一㊂企业绿色创新不仅是企业对国家号召的积极响应,也有助于企业良好社会形象的树立与市场竞争力的提升,最终促进企业更为持久稳定发展㊂为此,企业绿色创新动因及其影响因素一直以来备受学者们关注㊂现有研究分别从外部环境[2-4]㊁企业层面[5-7]以及管理者个体层面[8-9]进行了深入的探讨,并利用中国上市公司丰富的经验数据进行了验证㊂有别于一般创新活动,绿色创新因兼顾经济效益和生态效益而具有 双重 属性特征,加之绿色创新往往复杂且成本高昂[3],因此绿色创新的开展不仅需要企业持续的资源保障,还需要企业高层决策者的有力支持㊂中国上市公司股权相对集中,一股独大的现象较为普遍,在 一股一票 和 简单多数 的股权强势原则下,控股股东掌握了企业的控制权与经营决策权,其中就包括资源配置权㊂[10]因此,企业绿色创新行为必然会受到控股股东影响,企业绿色创新的影响因素也应将控股股东考虑在内㊂现有研究表明,在中国上市公司中,控股股东基于自身利益的追求,普遍存在着私利行为,即通过侵占企业及中小股东利益的方式满足个人收益最大化[11-12],并从盈余管理[13]㊁资金侵占[14]㊁融资约束[15]等角度证实控股股东私利行为的存在性及其影响的广泛性,但鲜有涉及其对企业绿色创新的影响㊂为此,本文的研究便具化为控股股东私利行为是否会对企业绿色创新产生重要影响㊂中国上市公司普遍存在着少数核心客户,在新兴转型经济背景下,公司更倾向于与核心客户建立且保持长期互利的合作关系㊂[16]产品市场竞争激烈程度不断提高,客户成为企业提升竞争力的渠道之一[17],市场竞争也演化为企业所在供应链间的竞争,因此,关系客户作为企业的重要利益相关者,同样具有动力参与到企业的日常经营决策中,发挥外部利益相关者的监督治理作用[18-19]㊂承继上述问题,值得进一步思考的是,如果控股股东私利行为影响企业的绿色创新,那么关系客户的存在对此是否具有积极的干预与治理效应?该问题的解答不仅有助于丰富客户治理作为企业外部治理机制的经验研究,也对抑制控股股东私利行为不利影响㊁促进企业绿色创新具有重要的现实意义㊂综上,本文以2012 2021年A股非金融上市公司为样本,理论分析与实证考察控股股东私利行为对企业绿色创新的影响以及关系客户对二者关系的治理效应㊂基于现有研究成果,本文贡献主要表现在:其一,将企业绿色创新的影响因素拓展至控股股东视角;其二,将控股股东私利行为的经济后果拓展至企业绿色创新领域,进一步丰富了控股股东私利行为的经济后果研究;其三,分析客户治理对控股股东私利行为与企业绿色创新关系的干预作用,有利于深入理解控股股东私利行为对企业绿色创新的影响情景与机制,并揭示了在该过程中,客户治理与产品市场竞争㊁机构投资者持股这两大外部治理机制间的替代效应,进一步丰富了客户治理效应存在的经验证据㊂二、文献回顾与假说提出(一)文献回顾1.企业绿色创新影响因素绿色创新是我国实现可持续发展与低碳发展的关键途径,其对于企业而言具有社会效益与经济效益双重属性[20],一直以来备受学者们的关注㊂现有文献从外部政策制度㊁企业组织以及管理者个体3个层面,对企业绿色创新的影响因素进行了深入分析㊂第一,外部政策制度层面㊂当前,我国推行环境规制㊁政府补助㊁绿色金融等一系列政策,是为了自外部推进企业绿色创新实践㊂自波特提出强制性环境法规能激发企业绿色创新后[21],后续研究进一步证实环境规制的提高确实能够从增加企业绿色技术研发支出[2]㊁提高管理者环保意识[8]等方面提升企业绿色创新水平㊂政府补贴作为一种财税政策,能够缓解企业面临的创新融资约束,有利于提高企业研发投入和创新绩效㊂[20,22]绿色金融政策的实施则有助于引导企业金融资源的配置,减少对重污染企业的资金供给,倒逼企业参与到绿色创新中㊂[4,23]第二,企业组织层面㊂部分学者从企业自身特征角度出发,研究其对绿色创新的影响㊂朱红军等[5]研究发现,盈余管理不仅降低企业会计信息质量,造成管理者对企业资源的错配,还会加剧企业的非效率投资,从而影响企业绿色创新水平㊂王锋正等[6]从企业内部治理视角研究发现,绿色创新的有效性受企业内部治理环境的影响,内部治理机制越完善,绿色创新战略的推行越有效㊂叶翠红[24]从融资约束角度进行研究,发现绿色创新的特殊性使其比一般创新活动所面临的融资环境更加严峻,而通过股权再融资等方法可以缓解企业融资约束,为企业创新活动提供资金支持,促进企业绿色创新㊂第三,管理者个体层面㊂徐建中等[8]等研究发现,拥有环保意识的高管出于道德动机和逐利追求,会促进企业在绿色创新方面的实践,高管团队在环境保护上分配的注意力越多,越有利于企业实施绿色创新战略,表现为企业绿色专利数量的增加㊂刘钻扩等[9]研究发现,高管从军经历对企业绿色创新具有积极影响,具有从军经历的高管能够弥补地方环境监督的不足,积极承担企业应尽的社会责任,促进企业绿色创新㊂2.控股股东私利行为经济后果相较于中小股东,控股股东掌握着企业绝对控制权,也承担了更多的风险和监督成本㊂当控股股东无法从股权收益中获得相应补偿时,控制权私利就成为补偿控股股东的渠道㊂[11]所谓控股股东私利行为,即控股股东凭借其控制权优势和信息优势对企业实施的 掏空行为 ,主要表现为资金侵占[14]㊁非效率投资活动[25]等㊂鉴于中国上市公司控股股东的普遍存在性,其引发的经济后果一直备受学者们的关注㊂俞红海等[10]㊁王百强等[26]从公司价值的视角研究发现,控股股东私利行为会增加企业经营不确定性,提高企业违约风险,损害企业价值㊂孙光国等[13]从盈余管理的视角研究发现,控股股东私利行为会引起企业经营绩效下滑,导致大股东与管理层合谋进行盈余管理㊂贾巧玉等[27]则进一步证明了企业采取盈余管理方式提升业绩的目的是为了迎合大股东的 掏空动机 ㊂张亚洲[15]从融资约束的视角研究发现,控股股东掌握控制权会使企业内部控制失效,导致债权人无法获得真实㊁完整的财务信息,进而减少债权人对企业的信贷资金配给,加重企业融资摩擦㊂3.客户治理效应客户,尤其是核心客户,不仅掌握着市场需求动态,还是企业重要的利益相关者,因此具有参与企业治理的能力与动力㊂王雄元等[28]从外部审计的角度研究发现,大客户的存在具有一定的治理效应,有助于降低企业审计风险与审计工作量,从而减少企业审㊃99㊃第40卷㊀第2期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀王㊀勇,等:控股股东私利行为㊁客户治理与企业绿色创新计费用㊂杨风[29]研究发现,客户为了提高未来盈利预期而参与公司治理的行为能够缓解企业的代理冲突问题,迫使高管重点关注企业经营绩效的提升,约束高管自利行为㊂贾军等[17]和张可云等[19]基于企业内部治理视角研究发现,当企业与客户之间的交易行为难以有效规范时,客户可以通过对企业管理层㊁董事会等实施控制,或对企业施加非正式约束来发挥其治理效应㊂当客户与企业之间拥有更稳定和可靠的关系时,双方更愿意进行高频率㊁深度的信息交流,有助于拓宽企业的知识广度,从而增强企业的创新能力㊂[30]综上所述,对于企业绿色创新的影响因素,现有研究主要集中于外部政策制度㊁企业组织和管理者个体3个层面,而控股股东作为企业实际控制权的拥有者与核心经营决策者,将其作为影响因素的研究却较少㊂对于客户治理效应的研究,现有文献已证实了客户治理效应的存在性及其具体表现,但尚未涉及其在企业绿色创新过程中的治理效应㊂鉴于此,本文将研究控股股东私利行为对企业绿色创新的影响,同时考虑客户治理的调节作用,以进一步扩展和丰富中国企业绿色创新及客户治理的研究㊂(二)理论分析与假说提出1.控股股东私利行为与企业绿色创新控股股东私利行为不仅可以直接影响企业绿色创新的能力与动力,而且可能通过影响企业会计信息质量间接影响企业绿色创新㊂直接影响方面,控股股东资金侵占与非效率投资等私利行为会直接影响企业绿色创新的能力㊂一方面,控股股东私利行为的重要表现之一就是侵占企业资金,导致企业无法通过自有资金为其绿色创新提供内部财务支持;另一方面,以固定资产为代表的控制型资产同样是控股股东获取控制权私利的来源与基础,控股股东私利行为越严重的企业,越可能对固定资产等控制型资源进行过度投资,导致企业盈利能力下降,进而弱化企业利用内源资金为企业绿色创新提供资金支持的能力㊂[14]另外,控股股东私利行为越严重,其绿色创新投资的动机往往越弱㊂原因在于,绿色创新投资投入高且周期长,具有风险性和不确定性,控股股东难以通过其投资实现控制权私利,而且控制型资源的过度投资形成了对企业绿色创新投资的挤占㊂间接影响方面,控股股东为了掩盖其私利行为,往往进行盈余操作,恶化企业信息质量,增加企业与外部投资者的信息不对称程度,加剧企业面临的外部融资摩擦,进而弱化其利用外部资金为企业绿色创新提供资金支持的能力㊂[27]综上,提出本文第一个假设㊂假设1:控股股东私利行为抑制企业绿色创新,表现为控股股东私利行为对企业绿色创新具有显著的负向影响㊂2.控股股东私利行为㊁客户治理与企业绿色创新核心客户是企业重要的利益相关者,控股股东私利行为对企业造成许多不利影响,会影响到核心客户的利益,因此核心客户具有动机与能力来规范和治理控股股东的私利行为㊂一方面,控股股东私利行为导致企业经营不善,增加企业的经营风险与财务风险,企业可能会通过降低产品质量来节约成本[31],产品质量的降低会影响核心客户的利益,因此核心客户有动机监督控股股东私利行为㊂另一方面,为了确保合作关系,核心客户对企业进行了较多的关系专有资产投资[32],一旦企业发生财务危机甚至是破产,客户的关系专有资产投资就会面临重大价值贬损,给核心客户的经营业绩与价值带来负面影响,为保证自身价值不受损害,核心客户同样具有动机对控股股东私利行为进行监督㊂核心客户与企业存在较为频繁的交易行为,客户通过日常交易活动获取企业更多经营信息,同时自身的买方身份使其具有一定治理能力,从而抑制控股股东私利行为㊂Itzkowitz[33]研究发现,核心客户的治理作用有助于抑制企业代理问题,降低企业内外部融资成本的差异,缓解企业的融资约束㊂因此,核心客户治理能力越强,越有助于抑制控股股东私利行为给企业带来的负面影响,强化企业通过内外部融资为企业绿色创新提供资金支持的能力㊂鉴于此,提出本文第二个假设㊂假设2:企业客户治理能力越强,则控股股东私利行为对企业绿色创新的负向影响越弱㊂三、研究设计(一)数据来源与样本选择本研究以2012 2021年A股非金融上市公司为样本,财务数据来源于CSMAR库,绿色创新的数据来源于CNRDS数据库和WIND数据库㊂借鉴现有通用的做法,绿色创新数据与财务数据进行如下处理:(1)剔除金融类上市公司;(2)剔除绿色专利与财务数据缺失样本;(3)对连续性变量进行上下1%的缩尾处理以剔除极端值的影响㊂按照上述处理方法,本研究最终得到有效样本12387个,其行业年度分布如表1所示㊂㊃001㊃中国石油大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年4月表1㊀样本行业年度分布行业2012201320142015201620172018201920202021A 22181715191922643B 33435031272543211820C 75393510598188779791320646556484D 37455946475070283020E 29354641495569434024F 56657751506193611G 3336412726305213108H 4353345000I 5464816292108140706060K 65728255515378754L 1011141116172310M 4589111115181618N 7111912161727242220Q 1111461000R 9122020212627000S 1013148899000合计1127136915931210131714701994883762662㊀㊀(二)变量选取1.被解释变量本文选取企业绿色创新(Green i ,t /Dgreen i ,t )作为被解释变量㊂借鉴齐绍洲等[34]的研究设计,使用ln(1+企业绿色专利获得量)加以计量㊂同时,采用哑变量计量企业绿色创新行为,当企业绿色专利获得量大于0时赋值为1,表明企业进行了绿色创新,否则赋值为0,表明企业未进行绿色创新㊂2.解释变量本文选取控股股东私利行为(PB i ,t -1)作为解释变量㊂借鉴梁上坤等[35]㊁王亮亮[36]的研究设计,以其他应收款净额与企业总资产的比值衡量控股股东私利行为,该指标反映了控股股东的资金占用程度,其值越大,控股股东私利行为越严重㊂3.调节变量借鉴罗栋梁等[37]㊁程新生等[38]的研究设计,以客户集中度来衡量客户治理能力(Sumcus1i ,t -1/Sumcus5i ,t -1)㊂其中,Sumcus1i ,t -1为企业第一大客户销售额占年度总销售额的比率;Sumcus5i ,t -1为企业前五大客户销售额占年度总销售额的比率㊂该指标越大,则客户议价能力越强,客户凭借其议价能力对企业发挥治理效应的能力越强㊂4.控制变量为控制企业财务基本面因素与治理特征因素,借鉴齐绍洲等[34]㊁黄泽悦等[39]的研究设计,在检验模型中加入企业规模(Size i ,t -1)㊁资产负债率(Lev i ,t -1)㊁总资产净利润率(Roa i ,t -1)㊁托宾Q 值(Tobinq i ,t -1)㊁速动比率(Quickr i ,t -1)㊁营业利润率(Profit i ,t -1)㊁现金周转率(Cashflow i ,t -1)㊁管理者代理成本(Agent i ,t -1)㊁高管薪酬(Mancomp i ,t -1)作为控制变量㊂相关变量定义及计量如表2所示㊂表2㊀变量定义类型变量名称符号定义与说明被解释变量企业绿色创新Green i ,t Dgreen i ,t (1+企业绿色专利获得量)取自然对数哑变量,绿色专利获得量大于0赋值为1,否则为0解释变量控股股东私利行为PB i ,t -1其他应收款净额/总资产调节变量客户集中度Sumcus1i ,t -1Sumcus5i ,t -1第一大客户销售比率前五大客户销售比率控制变量企业规模Size i ,t -1总资产取自然对数资产负债率Lev i ,t -1总负债/总资产总资产净利润率Roa i ,t -1净利润/总资产平均余额托宾Q 值Tobinq i ,t -1市值/(资产总计-无形资产净额-商誉净额)速动比率Quickr i ,t -1(流动资产-存货)/流动负债营业利润率Profit i ,t -1营业利润/营业收入现金周转率Cashflow i ,t -1营业收入/现金及现金等价物平均余额管理者代理成本Agent i ,t -1管理费用/营业总收入高管薪酬Mancomp i ,t -1高管前三名薪酬总额取自然对数行业/年份Ind /year虚拟变量㊃101㊃第40卷㊀第2期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀王㊀勇,等:控股股东私利行为㊁客户治理与企业绿色创新㊀㊀(三)模型设定基于上述变量定义,设计模型(1)进行假设1的检验㊂为了缓解内生性问题,解释变量与控制变量均采用滞后一期的数据㊂Green i,t/Dgreen i,t=α0+α1PB i,t-1+α2Size i,t-1+α3Lev i,t-1+α4Roa i,t-1+α5Tobinq i,t-1+α6Quickr i,t-1+α7Profit i,t-1+α8Cashflow i,t-1+α9Agent i,t-1+α10Mancomp i,t-1+ΣInd+ΣYear+ε1(1)基于模型(1),引入客户集中度Sumcus1i,t-1与Sumcus5i,t-1及其与PB i,t-1的交乘项建立模型(2)进行假设2的检验㊂Green i,t/Dgreen i,t=β0+β1PB i,t-1+β2PB i,t-1ˑSum-cus1i,t-1(或Sumcus5i,t-1)+β3Sumcus1i,t-1(或Sumcus5i,t-1)+β4Size i,t-1+β5Lev i,t-1+β6Roa i,t-1+β7Tobinq i,t-1+β8Quickr i,t-1+β9Profit i,t-1+β10Cashflow i,t-1+β11Agent i,t-1+β12Mancomp i,t-1+ΣInd+ΣYear+ε2(2)四、实证分析(一)描述性统计分析表3列示了主要变量的描述性统计结果㊂被解释变量Green i,t的最小值为0,最大值为3.332, Dgreen i,t的均值为0.316,表明有接近31.6%的企业存在绿色创新行为,上市公司绿色创新的积极性及其产出规模还有待提高㊂解释变量PB i,t-1的最小值为0,最大值为0.130,中位数为0.007,呈右偏分布㊂总体来看,企业绿色创新行为及控股股东私利行为数值分布较为分散,差异较为明显㊂表3㊀变量描述性统计变量样本量均值中位数标准差最小值最大值Green i,t123870.44400.7870 3.332 Dgreen i,t123870.31600.46501 PB i,t-1123870.0130.0070.01900.130 Size i,t-11238722.27022.060 1.30219.83026.170 Lev i,t-1123870.4120.4040.2010.0480.867 Roa i,t-1123870.0570.0470.04300.227 Tobinq i,t-112387 2.782 2.142 1.9990.90212.910 Quickr i,t-112387 2.106 1.285 2.5920.20017.590 Profit i,t-1123870.1200.0930.129-0.570 4.162 Cashflow i,t-112387 6.413 4.0838.7430.054230.40 Agent i,t-1123870.0880.0750.0620.0090.362 Mancomp i,t-11238714.40014.3800.69012.68016.350㊀㊀(二)相关性分析模型变量相关系数计算结果如表4所示, PB i,t-1与Green i,t/Dgreen i,t两个变量的相关系数在1%的水平下显著为负,表明控股股东私利行为与企业绿色创新存在负相关关系,初步与假设1保持一致㊂分析结果还显示,解释变量与控制变量间相关系数相对较小,表明模型的多重共线性问题相对较轻㊂表4㊀相关性分析Green i,t Dgreen i,t PB i,t-1Size i,t-1Lev i,t-1Agent i,t-1Mancomp i,t-1Roa i,t-1|Tobinq i,t-1Quickr i,t-1Profit i,t-1Cashflow i,t-1 Green i,t1Dgreen i,t0.831∗∗∗1PB i,t-1-0.028∗∗∗-0.048∗∗∗1Size i,t-10.212∗∗∗0.117∗∗∗0.122∗∗∗1Lev i,t-10.123∗∗∗0.065∗∗∗0.244∗∗∗0.584∗∗∗1Agent i,t-1-0.089∗∗∗-0.064∗∗∗-0.024∗∗∗-0.392∗∗∗-0.404∗∗∗1Mancomp i,t-10.207∗∗∗0.160∗∗∗0.038∗∗∗0.484∗∗∗0.191∗∗∗-0.106∗∗∗1Roa i,t-10.01100.017∗-0.129∗∗∗-0.109∗∗∗-0.399∗∗∗0.016∗0.171∗∗∗1Tobinq i,t-1-0.090∗∗∗-0.067∗∗∗-0.053∗∗∗-0.410∗∗∗-0.417∗∗∗0.381∗∗∗-0.056∗∗∗0.395∗∗∗1Quickr i,t-1-0.075∗∗∗-0.051∗∗∗-0.108∗∗∗-0.362∗∗∗-0.636∗∗∗0.338∗∗∗-0.122∗∗∗0.236∗∗∗0.267∗∗∗1Profit i,t-1-0.064∗∗∗-0.060∗∗∗-0.087∗∗∗-0.037∗∗∗-0.327∗∗∗0.167∗∗∗0.076∗∗∗0.590∗∗∗0.245∗∗∗0.294∗∗∗1 Cashflow i,t-10.007-0.001-0.0070.168∗∗∗0.266∗∗∗-0.303∗∗∗0.028∗∗∗-0.082∗∗∗-0.133∗∗∗-0.232∗∗∗-0.214∗∗∗1注:∗∗∗㊁∗∗㊁∗分别代表在1%㊁5%㊁10%水平下显著㊂下同㊂㊀㊀(三)多元回归分析1.控股股东私利行为与企业绿色创新表5为假设1的多元回归分析结果㊂列(1)列示了以Green i,t为被解释变量的回归结果,PB i,t-1的㊃201㊃中国石油大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年4月回归系数为-0.851,在1%的水平下显著为负,表明控股股东私利行为对企业绿色创新具有显著的负向影响,支持假设1㊂列(2)列示了以Dgreen i,t为被解释变量㊁采用Probit模型的多元回归检验结果,PB i,t-1的回归系数为-2.139,在5%的水平下显著为负,继续支持假设1,表明控股股东私利行为抑制了企业绿色创新水平㊂表5㊀假说1多元回归检验结果(1) Green i,t(2) Dgreen i,tPB i,t-1-0.851∗∗∗(-2.64)-2.139∗∗(-2.57)Size i,t-10.104∗∗∗(11.10)0.079∗∗∗(4.97)Lev i,t-10.343∗∗∗(6.37)0.492∗∗∗(4.32)Roa i,t-1 1.115∗∗∗(4.59)3.020∗∗∗(5.85)Tobinq i,t-1-0.013∗∗∗(-3.24)-0.045∗∗∗(-4.87)Quickr i,t-10.005∗∗(2.20)0.001 (0.18)Profit i,t-1-0.380∗∗∗(-4.35)-1.189∗∗∗(-5.26)Cashflow i,t-1-0.004∗∗∗(-5.88)-0.009∗∗∗(-4.49)Agent i,t-10.650∗∗∗(5.53)1.634∗∗∗(5.95)Mancomp i,t-10.074∗∗∗(6.39)0.097∗∗∗(4.07)_cons-3.359∗∗∗(-15.63)-4.734∗∗∗(-12.62)N1238712345r20.208Ind/year Yes Yes 注:列(2)采用probit模型检验,样本量下降为12345;括号内为t 值㊂下同㊂2.控股股东私利行为㊁客户治理与企业绿色创新表6为假设2的多元回归结果㊂Panel A列示了以第一大客户销售额占企业年度总销售额的比率作为客户治理替代变量的多元回归结果㊂结果显示,无论是以Green i,t还是Dgreen i,t作为被解释变量,PB i,t-1回归系数均在1%的水平下显著为负,同时PB i,t-1ˑSumcus1i,t-1回归系数均在1%水平下显著为正,表明随着客户治理能力的增强,控股股东私利行为对企业绿色创新的影响会弱化,进而支持假设2㊂Panel B列示了以前五大客户销售额占企业年度总销售额比率作为客户治理替代变量的多元回归结果,PB i,t-1回归系数依然在1%水平下显著为负,同时PB i,t-1ˑSumcus5i,t-1回归系数至少在5%水平下显著为正,继续支持假设2㊂需要说明的是,上述多元回归检验还显示,客户治理变量Sumcus1i,t-1与Sumcus5i,t-1的回归系数存在负值现象,但统计上基本不显著,这可能是由于企业核心客户治理对企业经营行为影响的复杂性㊂一方面,客户治理能力越强,越会规范企业的经营行为,包括企业控股股东的私利行为,以确保自身利益有所保障;另一方面,客户治理能力越强,意味着客户有更强的议价能力,客户可能要求企业提供更大规模的商业信用,更加严苛的交易条件,进而挤占企业财务资源,加剧企业经营风险和财务风险[40],而这也会弱化企业开展绿色创新活动的能力㊂综上,客户治理有助于抑制控股股东私利行为,进而弱化其对企业绿色创新的不利影响㊂表6㊀假说2多元回归检验结果Panel A(1)Green i,t(2)Dgreen i,tPanel B(3)Green i,t(4)Dgreen i,tPB i,t-1-2.399∗∗∗-6.111∗∗∗-2.712∗∗∗-5.552∗∗∗(-3.60)(-3.31)(-4.40)(-2.84)PB i,t-1ˑSumcus1i,t-115.557∗∗∗37.270∗∗∗(2.62)(2.59)Sumcus1i,t-1-0.126∗-0.279(-1.68)(-1.56)PB i,t-1ˑSumcus5i,t-18.291∗∗∗14.306∗∗(3.27)(2.03)Sumcus5i,t-1-0.0130.031(-0.29)(0.30)Size i,t-10.119∗∗∗0.121∗∗∗0.113∗∗∗0.097∗∗∗(9.02)(5.13)(9.74)(4.78)Lev i,t-10.344∗∗∗0.531∗∗∗0.404∗∗∗0.578∗∗∗(4.84)(3.31)(6.03)(4.07)Roa i,t-1 1.616∗∗∗5.139∗∗∗ 1.426∗∗∗4.216∗∗∗(4.26)(7.27)(4.18)(6.60)Tobinq i,t-1-0.011∗∗-0.058∗∗∗-0.012∗∗-0.052∗∗∗(-2.24)(-4.27)(-2.57)(-4.28)Quickr i,t-10.0050.0030.007∗∗0.003(1.33)(0.31)(2.07)(0.34)Profit i,t-1-0.539∗∗∗-2.184∗∗∗-0.506∗∗∗-1.813∗∗∗(-3.11)(-6.85)(-3.38)(-6.55)Cashflow i,t-1-0.005∗∗∗-0.012∗∗∗-0.004∗∗∗-0.010∗∗∗(-5.13)(-4.50)(-4.97)(-4.46)Agent i,t-10.810∗∗∗2.560∗∗∗0.640∗∗∗2.128∗∗∗(5.15)(6.82)(4.45)(6.32)Mancomp i,t-10.095∗∗∗0.114∗∗∗0.088∗∗∗0.119∗∗∗(6.18)(3.50)(6.19)(4.09)_cons-3.982∗∗∗-5.822∗∗∗-3.773∗∗∗-5.397∗∗∗(-12.99)(-10.97)(-14.11)(-11.39) N7202659989228084r20.2120.218Ind/year Yes Yes Yes Yes(四)内生性检验为防止内生问题对上述结论产生影响,本文㊃301㊃第40卷㊀第2期㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀王㊀勇,等:控股股东私利行为㊁客户治理与企业绿色创新采用以下两种方式进行稳健性检验㊂其一,采用两阶段最小二乘法进行内生性检验㊂以同年度同行业其他公司的控股股东私利行为均值(PBM i,t-1)与同年度同地区其他公司的控股股东私利行为均值(PBP i,t-1)作为企业控股股东私利行为变量的工具变量[41],检验结果如表7所示㊂结果显示,1st stage中的PBM i,t-1和PBP i,t-1回归系数显著为正,证实了工具变量选取的合理性;而2nd stage中,无论是以Green i,t还是以Dgreen i,t作为被解释变量,PB i,t-1回归系数依然在1%的水平下显著为负,继续支持假设1㊂表7㊀内生性检验1 工具变量(1)1st stage PB i,t-1(2)2nd stage Green i,t(3)2nd stageDgreen i,tPB i,t-1-9.590∗∗∗-5.068∗∗∗(-6.29)(-5.94)PBM i,t-10.959∗∗∗(7.85)PBP i,t-10.768∗∗∗(11.82)Size i,t-10.000∗0.092∗∗∗0.015∗∗∗(1.94)(7.91)(2.65)Lev i,t-10.019∗∗∗0.585∗∗∗0.278∗∗∗(11.89)(7.55)(6.32)Roa i,t-1-0.002 2.598∗∗∗ 1.506∗∗∗(-0.38)(6.38)(6.87)Tobinq i,t-10.000∗∗∗-0.011∗∗-0.011∗∗∗(3.54)(-2.23)(-3.85)Quickr i,t-10.000∗∗∗0.013∗∗∗0.004(2.64)(3.70)(1.51)Profit i,t-1-0.010∗∗∗-1.058∗∗∗-0.592∗∗∗(-3.46)(-5.09)(-5.51)Cashflow i,t-1-0.000∗∗∗-0.005∗∗∗-0.003∗∗∗(-4.53)(-5.60)(-5.18)Agent i,t-10.011∗∗∗ 1.144∗∗∗0.759∗∗∗(2.87)(8.13)(8.10)Mancomp i,t-1-0.001∗∗∗0.056∗∗∗0.018∗∗(-2.80)(3.83)(2.14)_cons-0.018∗∗∗-1.920∗∗∗0.096(-3.04)(-6.95)(0.73) N892289228922r20.1800.1380.158 Ind/year yes yes yes 注:由于相关数据的缺失,样本量下降为8922㊂其二,采用滞后两期的控股股东私利行为PB i,t-2作为解释变量重新进行假设1的检验,结果如表8所示㊂模型中控股股东私利行为PB i,t-2的回归系数至少在5%水平下显著为负,继续支持假设1㊂综上所述,在控制内生性后,实证结果依然支持假设1,表明了控股股东私利行为会抑制企业绿色创新活动的开展㊂表8㊀内生性检验2 替换解释变量(1)Green i,t(2)Dgreen i,tPB i,t-2-1.516∗∗∗-2.496∗∗(-2.59)(-1.97)Size i,t-10.103∗∗∗0.057∗∗(7.49)(2.55)Lev i,t-10.528∗∗∗0.664∗∗∗(6.43)(4.13)Roa i,t-1 1.435∗∗∗ 3.910∗∗∗(3.60)(5.59)Tobinq i,t-1-0.012∗∗-0.043∗∗∗(-2.24)(-3.45)Quickr i,t-10.008∗-0.001(1.87)(-0.09)Profit i,t-1-0.434∗∗-1.511∗∗∗(-2.46)(-5.11)Cashflow i,t-1-0.004∗∗∗-0.008∗∗∗(-4.10)(-3.34)Agent i,t-10.574∗∗∗ 1.779∗∗∗(3.27)(4.60)Mancomp i,t-10.110∗∗∗0.131∗∗∗(6.45)(4.02)_cons-3.931∗∗∗-4.784∗∗∗(-12.55)(-9.22)N64906401r20.232Ind/year Yes Yes五㊁进一步分析(一)影响机理分析1.融资约束机理分析前文研究表明,控股股东私利行为不利于企业绿色创新,其潜在影响机理之一是控股股东私利行为会占用企业内部资金并加剧企业外部融资约束,而核心客户的存在能有效抑制控股股东私利行为,进而弱化其对企业绿色创新的不利影响㊂Brown等[42]研究指出,包括绿色创新在内的企业创新活动,需要强有力的资金支持,企业现金储备则是企业持续稳定开展研发创新活动的有力保障㊂如果核心客户能够有效抑制控股股东私利行为,减轻该行为引发的融资约束,进而弱化其对企业绿色创新的不利影响,则可预期该治理效应在现金持有水平低的企业中表现更为显著㊂相较而言,在现金持有水平较高的企业中,企业依然可以动用现金储备继续为其绿色创新提供资金支持,这使得客户治理效应的发挥空间相对有限㊂为此,基于企业现金持有占比指标,依据中位数将样本划分为高现金持有子样本(H-cash)与低现金持有子样本(L -cash)进行分组回归检验,结果如表9所示㊂Panel A 列示了以Sumcus1i,t-1作为客户治理替代变量的回归㊃401㊃中国石油大学学报(社会科学版)㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀㊀2024年4月。
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32
诊室血压、家庭血压监测和动态血压检测是 心血管风险的预测因子
研究结果
平均随访16.1±3.9年， 70名（13.9%）参与者发生了≥1次心血 管事件 在校正了性别、年龄、降压药物、吸烟、体重指数（BMI）、血 糖和总胆固醇之后，心血管风险的HR值（每1mmHg血压升高）
从高到低依次为动态血压的血压会发生什么变化，以及应该 如何降压，目前对此了解较少。
• 研究目的
－高海拨低压缺氧急性暴露，可降低健康受试者的运动能力，并使收 缩压（SBP）和舒张压（DBP）升高。在接受6分钟步行测试 （6MWT）的高海拨急性暴露下的高血压患者中，评价替米沙坦 80mg-硝苯地平控释30mg(T/N)联合治疗的效果
• 在SL tx时，T/N组的收缩压和舒张压显著低于安慰剂组 • 在高海拔条件下，两组的收缩压虽然均增加，但是T/N组 的仍显著低于安慰剂（P＜0.001）。
27
硝苯地平控释片和替米沙坦联合治疗后 的舒张压更低
• 舒张压虽在海平面治疗6周后（SL tx）和高原暴露 情况下没有显著性差异，但T/N组仍然更低
促使人们认识到“证据”的必要性，以及控制血压的重要性。
优势
ESH/ESC指南
RCT证据较多，推荐内容临床试验效力更好 内容精炼，适用于快速查询 内容更为权威，其中涉RCT及观察性研究较多
10
ISH/ASH指南
JNC8指南
JNC8提出治疗新策略：早期达标
attain goal BP and maintain goal BP
• 研究简介
– DISTINCT研究是一项多中心、双盲、多因素研究 – 高血压（舒张压：95～110 mmHg）患者随机接受硝苯地 平控释片（N；20、30或60mg）和/或坎地沙坦酯（C；4、 8、16或32mg）或安慰剂治疗，持续8周。 – 分析硝苯地平控释片和/或坎地沙坦治疗高血压合并糖尿 病患者的血压控制率
• 研究方法
– 82例轻度高血压患者分别在3种不同情况下完成6分步行测试：海 平面基线情况（没有治疗，SL bas）；在海平面，T/N（n=43） 或安慰剂(n=39)双盲治疗6周后（SLtx）；随机治疗下，在3260 米海拔持续暴露一整天后（HA）。
26
硝苯地平控释片联合替米沙坦可有效降低高 海拔条件下高血压患者的收缩压
18
高海拔条件下降压药物治疗的效果：来自 HIGHCARE-ANDES低海拔人群的研究
Combined antihypertensive treatment and blood pressure responses to acute high altitude exposure in patients with hypertension. HIGHCARE-ANDES Lowlanders Study
达标并维持
早期达标
11
within a month
JAMA.doi:10.1001/jama.2013.284427 Published online December 18, 2013.
JNC8指南对我国高血压治疗的启示
• 借鉴JNC8的可取之处
– 降压达标是高血压治疗的主要目标，达标是获益的根本 – 早期达标是治疗新策略，1个月不达标需调整治疗方案 – 无论血压级别，起始单药或联合治疗平等并行，有利于 病人个体化治疗
ISH/ASH指南 •血压降至140mmHg以下，包括CKD或糖尿病患者
•80岁以上患者，放宽血压目标值至≤150 mmHg
JNC8指南
•≥60岁的患者启动降压治疗的阈值是≥150/90 mmHg •＜60岁者（≥18岁）的目标值为＜140/90 mmHg
8
三大高血压指南关键信息比较
三大高血压指南的药物治疗策略存在分歧
药物治疗策略
ESH/ESC指南
•
依据患者心血管疾病危险因素的数量决定何时启动
药物治疗 ISH/ASH指南 • 根据患者的种族、年龄、血压水平选择起始治疗药
物 JNC8指南
• 依据患者的年龄和种族使用不同的药物进行初始降
压治疗
9
三部高血压新指南：各有所长
求同存异，各有优势
各指南还是在求同存异中找到了更多的共同点，而不同点也可以
– 人种对选择药物类别有重大影响
• 坚持中国特色
12
专家点评三大指南异同点
Giuseppe Mancia博士
可能通过观察性研究获得。
ESH/ESC指南主席/意大利
• 一些重要指南推荐内容所依赖的基础数据很难通过RCT获得，此时仅
Ernesto Schiffrin博士
ISH主席/加拿大
• 指南主要争议在于60岁患者治疗方案而不是以前认为的80岁——JNC8 指南推荐在60岁才有更高的收缩压阈值（150mmHg）。
Alberto Zanchetti博士
方法。
ESH前主席/意大利
• 评估降压中某种干预方式时，RCT也许不是完美的方式，但是最好的
13
3.高血压临床试验精选
14
硝苯地平控释片与坎地沙坦联合治疗效 果的亚组分析
The sub-analysis of the reDefining Intervention with Studies Testing Innovative Nifedipine GITS-Candesartan Therapy (DISTINCT)
– 2300多篇摘要（87个国家）
4
ESH/ISH高血压联合大会概况
• 大会议程形式多样
原创研究 精彩讲座 联合论坛 争鸣
专题工作组
早餐研讨会
专家见面会
临床病例
新技术培训
厂家卫星会
5
2.三大高血压指南比较
6
2013年三大高血压指南相继发布
2013年6月，ESH联 合ESC发布动脉高血压 管理指南 2013年12月，ISH联 合ASH发布社区高血压 指南 2013年12月，JNC8 指南在线发表
• DISTINCT共入组1362例高血压患者，其中202例合并糖尿病 • 基线收缩压/舒张压为159/99mmHg，平均年龄57岁 • 根据2013版ESC指南，糖尿病患者的降压目标为低于140/85mmHg
16
硝苯地平控释片和坎地沙坦联合治疗2型糖尿 病患者可更早、更显著地改善血压控制率
在第2周和第8周时，硝苯地平控释片30mg联合 坎地沙坦32mg治疗2型糖尿病患者的血压控制率高 达66.7%
17
HIGHCARE-ANDES最新进展
高海拔条件下的心血管研究
(HIGH altitude Cardiovascular REsearch in the ANDES，HIGHCAREANDES)
HIGHCARE-ANDES 低海拔人群的研究 2013年8月
高海拔条件下联合治疗的
降压效果分析
（6分钟步行测试） 2014年6月
19
HIGHCARE-ANDES低海拔人群的研究
• 研究目的
– 评估低海拔居住的高血压患者暴露于高海拔地区后的血压反应
– 评估在这一环境变化下，替米沙坦80mg+硝苯地平控释片30mg 联合治疗（T/N-GIST）对防止血压过度降低时的疗效及安全性。
• 研究人群: – 100 名轻度高血压患者 (常规 血压 140–159/90–99
Dept. of Cardiovascular, Neural and Metabolic Sciences, Ospedale San Luca, Istituto Auxologico Italiano,Milan, Italy
25
HIGHCARE-ANDES研究：高海拔条件下硝 苯地平控释片与替米沙坦联合降压效果
ESH/ISH 2014会议精粹
昆明医科大学第二附属医院心内科 郭子宏
1
ESH/ISH 2014会议精粹
1.
2. 3.
4.
5.
2
1. ESH/ISH 2014会议概况
3
ESH/ISH高血压联合大会概况
• 会议时间
– 2014年6月13-16日
• 会议地点
– 希腊，雅典
• 会议规模
– 参会人数＞5000人
Sverre E. Kjeldsen, MD, PhD, et al.
University of Oslo, Ullevaal Hospital, Oslo, Norway
/show/NCT01303783
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DISTINCT研究： 高血压合并糖尿病人群亚组分析
心血管事件风险HR（95% CI） 诊室血压 家庭血压 24h 动态血压 1.024/1.018(95% CI:1.009-1.040/0.994-1.043) 1.029/1.028（95%CI 1.013-1.045/1.005-1.052）， 1.033/1.049（95%CI 1.019-1.047/1.023-1.077）
7
三大高血压指南关键信息比较
2014年的ESH/ISH年会上，回顾和讨论了三个指南的分 歧
血压目标值
ESH/ESC指南
•多数收缩压＞160mmHg的患者将血压降至140mmHg以下， 包括糖尿病、既往卒中/TIA、冠心病、慢性肾脏病（CKD）和 低-中等心血管风险的患者 •年龄80岁的患者，推荐的收缩压目标值为140~150mmHg。
SL tx：海平面接受治疗6周
随访
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HIGHCARE-ANDES低海拔人群的研究 这是第一个证实以下结论的研究:
– 当高血压患者处于急性高海拔暴露时，24小时 血压显著增加 – 在高海拔地区，每天口服替米沙坦80mg+硝苯 地平控释片30mg联合治疗，降压疗效佳，安 全性良好。
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