澳門科技大學學報（Vol. 7 (1)） - 在線閱讀

目次【管理與旅遊】投資者情緒、會計信息與權益估價——來自中國上市公司的證據 ………… 羅　奕（1）基於ARIMA模型與報童模型的澳門航空配餐研究 ……………………………………… 唐華軍，丁　甜，杜司楊，孟芯竹，許夢玲（16）工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響 …………… 田　青，陳奕奕（23）環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析 ……………………………………………………………………… 宋　宇，李　茜（35）澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析　張靜華（46）金融機構所有權結構對風險的影響因素研究　喬　森，鍾　忱，李　帥，卜慧美（55）地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗 ………………………………………………… 連智華，林瑤鵬，龍堂展，黃　華（63）智慧資本對企業價值影響之研究 ……………………… 朱順和，卓　憲，鄢　鑠（76）世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究以澳門遺產歷史城區為例 ……………………………………………………………………… 王盈娟，顧　瑩（84）【資訊科技】以自由創新範式改革同質化本科應用型教育 ……………………………… 蔡智明（97）小行星光變曲線反演形狀模型的演算法研究 ………… 盧曉平，趙海斌，尤　眾（102）【法學】仲裁協議之司法審查：澳門的實踐及問題 ………………………………… 費蘭芳（107）風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善——以地溝油事件為例　李　梁（113）政府信息公開訴訟中秘密審查制度之引入——以美國的制度及實踐爲借鏡 ………………………………………………………………………………… 王淩光（125）【醫藥學】慢性腎病血脂蛋白變異與體重指數、空腹血糖、糖化血紅蛋白及胰島素抵抗的相關性研究 …………………………… 楚　曼，王依滿，陳曉旋，崔紹漢，黃振國，林偉基（133）中國電視廣告中的名人代言者形象——內容分析 ………………………… 孫　瑱（139）【人文與藝術】民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析 …………………… 張　芳（149）【信息短文】科研進展 ………………………………………………………………… （15，112，124）校園活動 …………………………………………………………………… （22，83，157）學生活動 ………………………………………………………………………… （34，96）校園文化 ……………………………………………………………………………… （62）服務澳門 ……………………………………………………………………………… （138）學術動態 ……………………………………………………………………… （148，158）

ContentsInvestor Sentiment, Accounting Information and Equity Valuation-Empirical Evidence from Listed Companies in China ……………………………………………………………………… Yi LUO (1)Study on Macau Flight Catering Based on ARIMA and Newsvendor Models ………………………… Huajun TANG, Tian DING, Siyang DU, Xinzhu MENG, Mengling XU (16)The Impact of Perceived Job Insecurity on Affective Commitment and Deviant Behavior ………………………………………………………………………… Qing TIAN, Yiyi CHEN (23)Environmental Productivity Growth in the Chinese Construction Industry:Based on the Malmquist-Luenberger Index …………………………………………………………… Yu SONG, Qian LI (35)Window Waiting Time Competition Strategy in Macau's Commercial Bank: An Analysis Based on Hotelling’s Linear City Model ……………………………………………… Jing Hua ZHANG (46)A Research of the Influence Factors of the Financial Institutions Ownership Structure to Risk ……………………………………………… Sen QIAO, Chen ZHONG, Shuai LI, Huimei BU (55)Relationship Research between Perception and Job Performance for the Real Estate Companies Staff:the Effect of Moderator and Mediator on Job Stress View ……………………………………Zhihua LIAN, Yaopeng LIN, Tangzhan LONG, Hua HUANG (63)Research of the Impact of Intellectual Capital on Corporate Value ………………………………………………………… Shun-Ho CHU, Xian ZHUO, Shuo YAN (76)A Study on World Heritage Residents' Attitude towards Other Tourism Stakeholders: Take the Historic Centre of Macao World Heritage for an Example ……………… Ying-Chuan WANG, Ying GU (84)Innovating upon Homogenized Teaching in Undergraduate Applied Courses by “Free Applied Teaching” Mode ………………………………………………………………………………… Zhiming CAI (97)Inverse Problem Research about Shape Determinant of Asteroid from Lightcurves ……………………………………………………… Xiaoping LU, Haibin ZHAO, Zhong YOU (102)Judicial Review of Arbitration Agreement: Practice and Problems of Macau …………………………………………………………………………………… Lanfang FEI (107)Defect and perfection of the criminal protection of food safety from the perspective of risk society in drainage oil event ……………………………………………………………………… Liang LI (113)Introduction of In Camera Review to Litigation of Government Information Disclosure:Take American Legal System and Practice as An Example ………………………………… Lingguang WANG (125)Associations of Dyslipoproteinaemia with BMI, Fasting Plasma Glucose, HbA1c, and Insulin Resistance in Chronic Kidney Disease Patients……………………………… …… Man CHU, Angela Yee-moon WANG, Iris Hiu-shuen CHAN, Shiu-hon CHUI,Chun Kwok WONG, Christopher Wai-kei LAM (133)Celebrity endorser images in Chinese television advertising: A content analysis ……………………………………………………………………………………… Zhen SUN (139)Analysis about the drama theory system construction and its modern transformation of reason …………………………………………………………………………………… Fang ZHANG (149)

1第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據羅　奕（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：通過使用消費者信心指數作爲投資者情緒的代理指標，本文研究了在不同的投資者情緒狀况下會計數字對于權益估價的啓示。研究發現，在投資者情緒較高的時期，投資者傾向于較少地關注會計盈餘和賬面價值等基本面的指標，進而該時期的股價更多地偏離其內在價值。相反，在投資者情緒較低的時期，投資者的這種估價偏誤較小，進而股價與公司基本面信息的關係更爲緊密。進一步的研究發現，投資者情緒對權益估價的作用還受到公司盈利與否的影響。本文的研究結果對投資者决策以及對會計數字的解讀具有啓發意義和指導作用。關鍵詞：投資者情緒；消費者信心指數；會計信息；權益估價Investor Sentiment, Accounting Information and Equity Valuation -Empirical Evidence from Listed Companies in ChinaYi LUO( Faculty of Management and Administration, Macau University of Science and Technology, Macau, China )AAstractt: Using Consumer Confidence Index as proxy for investor sentiment, the paper examines the implication of accounting number for equity valuation under circumstances of different degrees of investor sentiment. We find that at times of high investor sentiment, investors tend to pay less attention to fundamental information such as earnings and book value, leading to larger divergence between stock price and its intrinsic value. On the contrary, at times of low investor sentiment, the valuation bias is relatively small in magnitude and there’s a closer relationship between stock price and fundamental information. Moreover, the effect of investor sentiment on equity valuation is also subject to the profitability of the firm. These findings have implications for investors’ investment decisions as well as the interpretation of accounting numbers.eyyordst: Investor Sentiment; Consumer Confidence Index; Accounting Information; Equity Valuation收稿日期：2012-10-07；修訂日期：2013-01-01。通訊作者：羅奕，澳門科技大學行政與管理學院講師、在讀博士。主要研究方向爲資本市場中的會計問題。 Email: yluomust@gmail.com。作者感謝兩位匿名審稿人的有益意見和建議，當然文責自負。在大多數時間裏面，很多人不可磨滅的投機或者賭博天性，以及希望、恐懼和貪婪的傾向，使得股票的價格會向兩個方向非理性震蕩。1——本杰明 · 格雷厄姆《聰明的投資者》1　原文如下：“Most of the time common stocks are subject to irrational and excessive price fluctuations in both directions as the consequence of the ingrained tendency of most people to speculate or gamble... to give way to hope, fear and greed.＂– Benjamin Graham, Intelligent Investor [22].0 引言本文的研究問題是投資者情緒如何影響會計信息在權益估價的應用。之所以提出這一問題是基于以下原因：會計信息如何影響投資者對股票的估價是實務界和理論界都關注的問題。從實務界來看，在投資的實踐中，就有基本面（Fundamental

2Analysis）和技術面（Technical Analysis）之分（Malkiel，2007）[32]，而所謂的基本面分析，很重要的一點便是對反映企業運營以及投融資活動的會計報表進行考察以提取有用信息。理論界方面，會計學家們很早就開始關注會計數字對于權益估價的啓示，從 Ball & Brown（1968）[3] 的圭臬之作開始，會計信息如何影響權益估價成了炙手可熱的話題，從 20 世紀六十年代起，會計學雜志的主流文獻很大程度上都在探討這一問題（Lev，1989）[29]。然而，這一研究存在以下問題：（1）會計信息如何影響股價的機制缺乏一個系統的分析，例如會計信息如何影響股價，哪些會計信息影響股價；（2）如果市場是强勢有效的（Fama，1970，1991和 1998）[14~16]，那麽基于歷史的會計信息應該不會影響股價，因爲所有可得的信息都已經反映到股價裏面。（3）會計信息對股價的影響程度在不斷下降，或者說其價值相關性在减少。爲了解决第一個問題，Ohlson（1995）[34] 以及 Feltham & Ohlson（1995）[19] 通過引入淨剩餘關係（Clean Surplus Relation），幷采用折現股利模型，推導出令人熟知的剩餘收益模型（Residual Income Model）2；這一模型部分地解决了會計信息影響股價的機制問題，但是對另外兩個問題却不能很好地回答。本文試圖通過行爲金融中的投資者情緒這一概念，試圖回答投資者情緒如何影響會計信息在權益估價中所起的作用，進而對後兩個問題進行回應。之所以關注投資者情緒，是因爲自從 Keynes（1936）[26] 以來，經濟學家們就開始關注消費者和投資者情緒（Keynes 稱之爲動物精神 [animal spirits]）如何影響實體經濟。這一領域的最新進展顯示，投資者情緒可以預測股票收益，但這一發現與金融學的正統理論相悖。因爲從傳統上看，股價應該反映投資者所期望的公司未來現金流的現值，而市場主體的非理性行爲會被套利者抹平；因而情緒在經典的金融學框架下2　這一模型也被稱作Edwards-Bell-Ohlson（EBO），幷非Ohlson的首創。幷不扮演任何角色。相反，行爲金融學派認爲在市場持有過于樂觀或悲觀的期望時，非理性的情緒波動會持續影響資産定價。這一論斷主要出于兩個假設：（1）Delong，Shleifer，Summers，& Waldmann（1990）[13] 提出投資者的行爲受制于其情緒，而情緒的廣義定義是對那些不能被身邊的事實所解釋的未來現金流以及投資風險的信念。（2）Shleifer &Vishny（1997）[39] 提出要想從情緒投資者身上賺錢風險較大，成本較高。因此，套利者或者說理性的投資者很難讓股價接近基本面，也就是說，存在套利限制。換句話說，由于非理性投資者受制于情緒，而理性投資者又受制于套利限制，股票存在估價偏差。而投資者情緒之所以會影響到投資者對于會計信息的使用，是因爲投資者情緒高的時候，基本面的信息會被忽略，因此股價中包含很多非會計信息，也就意味著股價中很大一部分是泡沫，不能被公司的基本面支撑。本文的實證證據支持了這一論斷。總體來看，本文對現有文獻的貢獻如下：（1）本文通過引入投資者情緒這一概念來分析會計信息對權益估價的影響，豐富了前人對于投資者如何利用會計信息進行權益估價的認識。（2）本文的一些實證證據也發現投資者情緒與會計信息交互作用，從某種程度上說明了投資者情緒可能是內生的。這也爲以後的研究提供了一個可能的方向。本文的餘下部分安排如下：第二部分探討了投資者情緒以及會計信息與權益估價的相關文獻，幷在此基礎上提出了本文的兩個假設；第三部分從單變量和多變量分析兩個維度給出了本文的實證證據及其結果分析；第四部分是結論及本文的研究局限。1 文獻綜述及研究假設1.1 投資者情緒的度量及其與消費者信心指數的關係情緒是一個心理學概念，通指一系列的主觀認知經驗，是多種感覺、思想和行爲綜合産生的

3羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據心理和生理狀態。基于此，投資者情緒就是投資者這個群體的主觀認知經驗。由于現實生活中投資者的類型各异，同時在多數國家其身份未被公開，因此，如何衡量投資者情緒就是一個複雜而棘手的難題。在美國的股市研究中，投資者情緒的度量一般采取以下兩個指標。一個是由 Baker & Wurgler（2006）[1] 提出的綜合指標，這一指標是對以下幾個分項指標進行主成分分析（principal component analysis）得到的：封閉式基金的折價，紐交所的股票周轉率，首次公開上市公司的數量及其上市首日的平均收益，權益融資在債務和權益總融資中的比重以及股利溢價。這些指標的選定都有其特定的理由，比如封閉式基金的折價已被前人證明是由情緒在背後主導，而首次公開發行市場的起伏更被認爲是投資者熱情的風向標3。第二個指標是基于對消費者調查的指數，一個是由密西根大學每月發布的消費者情緒指數（Consumer Sentiment Index），該指數以 1964 年12 月爲基準年，當月的指數爲 100。該指數的編制如下：每月在美國大陸進行至少 500 個電話采訪，受訪者回答五個關鍵問題。該項指數旨在完成以下目的：評估消費者對于經濟環境，個人投資和支出的態度，提高對全國經濟的理解幷試圖預測其變化，以及判斷消費者的樂觀或者悲觀的程度等4。另一個是 Conference Board 提供。該機構讓受訪者評估當前的經濟狀况、工作機會以及未來六個月的收入（既關乎現狀也問及期望），因此該指標更好地反映了勞動力市場的發展狀况（詳見 Ludvigson，2004）[31]。5在本項研究中，我們采用消費者信心指數來代理投資者情緒。消費者信心（Consumer Confidence），也有人稱爲消費者情緒（Consumer Sentiment），是指消費者根據國家或地區的經濟3　該指數可以在Jeffrey Wurgler的個人網站獲得：http://people.stern.nyu.edu/jwurgler/。4　該指數可以通過如下鏈接獲得：www.sca.isr.umich.edu。5　對于Conference Board和密歇根大學提供的消費者信心指數的具體討論，限于篇幅，本文不予討論；有興趣的讀者可以參見Ludvigson（2004）[31]。此外，Baker和Wurgler（2007）[2]討論了一系列投資者情緒的指標；同時，Qiu和Welch（2004）[36]，Ben-Rephael等（2012）[5]也討論了很多投資者情緒的指標。發展形勢，對就業、收入、物價、利率等問題的綜合判斷後得出的一種看法和預期。消費者信心指數由消費者滿意指數和消費者預期指數構成。消費者的滿意指數和消費者預期指數分別由一些二級指標構成：對收入、生活質量、宏觀經濟、消費支出、就業狀况、購買耐用消費品和儲蓄的滿意程度與未來一年的預期及未來兩年在購買住房及裝修、購買汽車和未來 6 個月股市變化的預期。國家統計局從 1997 年 l2 月開始研究編制我國的消費者信心指數，每季度發布一次《中國消費者信心監測報告》，目的是從一個新的角度爲各級政府、工商界和國內外投資者綜合判斷經濟運行的狀態提供參照系，爲各經濟主體制定和采取的决策提供輔助信息。我們采用消費者信心指數來代理投資者情緒是基于以下考慮：（1）兩者都是市場主體心理的一個反應，消費者信心指數通過調查來得出消費者對自身消費以及宏觀經濟的一個認識和態度，而消費者也可能同時是投資者，兩者的相關關係較强。（2）消費者信心指數裏面有一項指標就是對未來 6 個月股市變化的預期，這爲我們使用這一指標提供了一些支持。（3）在美國市場上廣爲使用的兩個指標之一便是消費者的情緒指數。更爲重要是，以前的文獻（例如，Qiu & Welch 2006[36]，Bergman & Roychowdhury 2008[6]）發現消費者信心指數與事實上的投資者樂觀程度高度相關，而且 Fisher & Statman（2003）[20] 發現消費者信心和美國個人投資者協會編制的投資者情緒指標在 1987 ～ 2000 年期間呈現正相關關係，進而爲其可以刻畫投資者情緒的做法提供了支持。（4）目前，還沒有一個統一的幷廣爲認可的適用于中國股市的投資者情緒指標。當然，我們不否認，使用消費者信心指數來刻畫投資者情緒有一定的不足。1.2 投資者情緒的相關文獻（1）投資者情緒以及公司行爲Bergman & Roychowdhury（2008）[6] 認爲公司可以利用投資者情緒，透過披露政策來影響由情緒

4導致的期望誤差。他們發現，在情緒低的時期，經理人可以增加盈餘預測來抬高投資者對公司未來長期盈餘的估計。而在情緒高的時期，經理人减少長期盈餘預測。他們的證據表明公司的長期盈餘預測行爲反應了經理人試圖維持樂觀盈餘估價的意願。Brown，Christensen，Elliott & Mergenthaler（2012）[8] 發現投資者情緒會影響經理人對于備選盈餘（pro forma earnings）的披露行爲。他們發現，當投資者情緒高時，經理人較多地披露備選盈餘，而這些披露的金額通常高于通用會計準則下得到的盈餘數字；這進一步提供了經理人利用投資者情緒來采取機會主義行爲。Seybert & Yang（2012）[38] 發現投資者情緒和公司高估之間的重要聯結點是樂觀的盈餘預期，而管理層的盈餘預測幫助解决由情緒導致的過高估價。Cornell，Landsman & Stubben（2012）[11] 認爲對于那些有估值困難的公司，其會計信息可以糾正與情緒相關的估價偏誤。他們發現在高質量會計信息的公司與情緒相關的估價偏誤减少。他們同時發現情緒事實上影響了機構投資者和分析師的决策，具體來講，在情緒高的時期，機構投資者對難以估價的公司增加持股量，而分析師也發布更樂觀的預測，儘管這些公司被高估。這一現象只在那些估值困難且會計信息質量低的公司存在。Hribar & McInnis（2012）[24] 發現在情緒高的時期，對于那些不確定性高以及估值困難的公司，分析師一年以上的盈餘預測以及長期的盈餘增長預測相對來說比較樂觀。而這些預測偏誤可以在很大程度上替代投資者情緒對于股票收益的解釋力度，因此他們認爲投資者情緒通過影響估值困難公司的盈餘預期，進而影響股票走勢。從以往有關投資者情緒以及公司行爲的研究來看，公司的管理層策略性地利用投資者情緒來進行期望管理，但是對于投資者如何使用會計信息這一具體機制較少提及。（2）投資者情緒和股票收益Barberis 等人（1998）[4] 通過建立一個簡潔的投資者情緒模型，試圖解决實證研究中的兩個現象，即投資者對諸如盈餘公告消息的反應不足（undereaction）以及對一系列的好消息或壞消息反應過度（overreaction）。其模型的獨到之處是從心理學的代表性偏誤（representative bias）這一概念出發，提出了投資者信念的建立機制。Fisher & Statman（2003）[20] 發現 Conference Board 和密歇根大學提供的消費者信心指數可以預測股票市場，具體來說，某月的消費者信心指數水平與下一個月以及接下來 6 ～ 12 個月的股票收益負相關。換句話說，在消費者信心指數比較高的時候股票會被高估，而在消費者信心指數低的時候股票會被低估。Lemmon & Portniaguina（2006）[28]使用消費者信心來衡量投資者情緒以研究小規模股票的溢價和投資者情緒之間在時間序列上的關係。他們將消費者信心拆分爲與基本面相關以及與情緒相關兩個部分進行分析，結果顯示投資者情緒在過去的 25 年間確實可以預測小規模股票的收益。Baker & Wurgler（2006）[1] 也檢驗了投資者情緒和股票收益的關係。他們提出投資者情緒對于那些估價較爲主觀以及有套利限制的股票影響較大。通過實證分析，他們發現以下股票在投資者情緒較低的時候，後期表現較佳：市值較小、上市時間較短，波動率大，利潤較低，不派息，極端增長以及陷入財務困境；反之，在投資者情緒較高的時候，以上股票的後期收益較低。Schmeling（2009）[37] 使用消費者信心指數來代理個人投資者的情緒，研究了 18 個工業化國家中投資者情緒如何影響股票收益；其發現與以美國數據爲基礎的研究一致。他們同時發現情緒對股票收益的影響在那些羊群效應和過度反應比較容易發生的國家較大。Da，Engelberg & Gao（2010）[12]通過使用家庭的網絡搜索流量構建了一個新的投資者情緒指標（搜索所體現的財務與經濟態度，Financial and Economic Attitudes Revealed by Search（FEARS））。他們發現在 2004 ～ 2008年期間，FEARS 的增加導致了收益反轉（return reversals）。Stambaugh，Yu & Yuan（2012）[40] 考察了投資者情緒在一系列股票收益异象之中的作

5羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據用，他們認爲當市場層面的情緒出現時，由于做空的限制，股票很容易被高估。通過構建對沖的交易策略，他們發現與此推斷相一致的結論。具體而言，在較高的情緒時期之後，每個异象都更加顯著。可以看出，現有文獻更多地關注投資者情緒與股票收益的關係，對于投資者如何受其自身情緒的影響從而做出投資决策鮮有涉及。1.3 會計信息與權益估價Ball & Brown （1968）[3] 開會計數字與股票收益實證研究的先河，他們發現報告好消息（正盈餘）的股票在盈餘公告之後仍然獲得正的收益，而報告負面消息的股票在盈餘公告後收益持續爲負，而這一趨勢在盈餘公告日之前一段時間已經開始顯現，這在一定程度上爲有效市場假說提供了支持，但是會計信息對于股票收益的影響仍然存在，其解釋力度高達 50％。之後的研究集中于股價如何反應公司的盈餘信息，特別是未預期的盈餘，這些研究被認爲是盈餘反應係數的研究（Earnings Response Coefficient，ERC），即給定一美元的未預期盈餘，股價的异常收益是多少，這是短窗口的研究設計，即只關注盈餘消息發布的前後幾天异常收益的變化。另外一些研究關注在長窗口上，而且研究對象的是股價而非股票收益，即關注會計信息的價值相關性。這也是本文采取的研究設計。不幸的是，這一研究就會計信息如何影響股價的機制缺乏一個系統的分析，例如會計信息如何影響股價，那些會計信息影響股價。爲了解决這一問題，Ohlson（1995）[34] 以及Feltham & Ohlson（1995）[19] 通過引入淨剩餘關係（Clean Surplus Relation），幷采用折現股利模型，推導出令人熟知的剩餘收益模型（Residual Income Model）；這一模型部分地解决了會計信息影響股價的機制問題。另外一些學者從其他視角對會計信息的有用性進行反思，他們認爲由于財務報告模式的僵化，沒能跟上商業模型的變革；因此會計信息的有用性在下降。當然這一研究的結論也莫衷一是。具體而言，Collins，Maydew & Weiss（1997）[10] 以美國市場爲背景，研究過去四十年會計盈餘和賬面價值的價值相關性。他們發現，首先，與前人的論斷不同，會計盈餘和賬面價值兩者一起的價值相關性非但沒有降低，反而有所增加。其次，雖然會計盈餘的價值相關性在降低，賬面價值的相關性越來越强。最後，他們發現這種現象的原因在于一次性項目的頻率和數量越來越大，企業越來越多地報告虧損，同時企業的規模和無形資産的集中度隨著時間在變化。Francis & Schipper（1999）[21] 通過驗證會計信息在多大程度上可以解釋股票收益或者公司的股票市值來判斷會計信息的價值相關性，他們發現與 Collins 等人 [10] 類似的結果。Lev & Zarowin（1999）[30] 認爲會計信息相關性降低的原因是一方面，未納入的財務報告的無形資産日顯重要，另一方面，財務報告很難去反映不斷變化的商業環境（比如放鬆管制和創新等等）。Landsman & Maydew（2002）[27] 使用季度盈餘公布日後的异常交易量和异常收益波動兩個指標，發現季度盈餘的信息量實際上是在與日俱增，這種會計信息量的增加很大程度上來自于公司特定變量的變化。Joos & Plesko（2005）[25]發現在他們樣本構建的前期，投資者幷不對持續性的虧損進行估價，這與放弃期權（abandonment option）的觀點相一致。Dichev & Tang（2008）[14]將會計信息性質的變化歸結爲收入和費用之間匹配的變化。由于收入和費用的匹配，當期收入和費用的關聯度降低，這樣盈餘的波動性越來越大，盈餘的持續性越來越低。這在一定程度上降低了會計信息的價值相關性。與本文比較接近的一篇文章是 Mian & Sankaraguruswamy（2012）[33]。他們使用 Baker & Wurgler（2006）[1] 的指標，發現在投資者情緒高的時期股價對于公司本身的正盈餘消息更加敏感，而在投資者情緒低的時期，對于公司本身的負盈餘消息更敏感。這一關係在以下股票身上表現的更爲明顯：小規模，上市時間短，波動性大，不付股利以及具有極端的市價對帳面價值比率。與

6本文不同，他們關注的時盈餘消息的正負，看的是短窗口的市場反應；本文采取的是長窗口的研究設計；同時本文還專注了除盈餘信息之外的賬面價值信息。從會計信息與權益估價的相關文獻來看，前人的文獻主要探討了會計信息在權益估價過程中的有用性，雖然也有文獻跟本文的研究類似，但是正如前文所指，兩者有很大的不同。1.4 研究假設的提出基于以上對于投資者情緒以及會計信息與權益估價文獻的討論，我們看到，由于非理性投資者受制于情緒，而理性投資者又受制于套利限制，股票存在估價偏差；因此我們預期，在投資者情緒高漲的時候，會計信息的相關性會降低，而投資者情緒低落的時候，其相關性會提高。這是因爲，情緒驅動的交易本身已經忽略了公司的基本面信息，而較少情緒驅動的交易使得投資者更傾向于透過公司財務報告獲取公司內在價值的信息。同時，我們推斷這一關係受到基本面本身好壞的影響，因爲基本面好的時候，高漲的投資者情緒會强化投資者對于基本面信息的忽視，而基本面不好的時候，投資者情緒對于上述關係的影響有限。基于以上討論，本文提出以下假設：假設一：在投資者情緒較高的時期，股價和公司基本面的關係較低，而在投資者情緒較低的時期，股價和公司基本面的關係較高。假設二：投資者情緒對股價和公司基本面關係的影響受到基本面好壞的影響，基本面好的時候，投資者情緒的作用較大；反之相反。2 實證分析2.1 數據來源本研究中的會計信息和股價數據均來自于CSMAR 數據庫，其中會計信息來源于 CSMAR中國上市公司財務報表數據庫，而股價來源于CSMAR 中國股票市場交易數據庫。消費者信心指數的來源是國家統計局，市場指數從上海證券交易所獲得。爲了降低極端值對于本研究的影響，除了消費者信心指數和上證指數外，其他連續型變量均在 1％和 99％的水平上進行winsorize處理。2.2 單變量分析圖 1 對投資者情緒和股票市場指數在 1999 到2010 年期間的月度關係進行了簡單描述。圖中的數據來自國家統計局以及上海證券交易所。該圖顯示出，在某些時間（如 2006 ～ 2008 年），特別是股票市場指數上升的時候，投資者情緒與股票市場指數的關係呈現“共振”的特徵；這一現象爲之前的推斷提供了一個初步的證據。圖1 上證綜指與消費者信心指數的關係圖1 描述了上證綜指與消費者信心指數之間的關係，index指上證綜指，數據來自上海證券交易所。conf指消費者信心指數，數據來自國家統計局；兩者均是取自月度數據。表 1對本文中涉及的變量進行了描述性統計。表 1.1-1.2 描述了季度數據的基本特徵，如資産回報率略高于零（0.02），市盈率較高，且波動較大（均值和標準差分別爲 72.02 和 215.56）；絕大多數的季度利潤爲正（DEPS=0.87）。值得注意的是，投資者情緒與企業盈利與否幷無太大關係（企業虧損與盈利時的投資者情緒均值分別是 108.61 和108.84）；此外，投資者情緒與股價的關係也幷非綫性（投資者情緒居中的時候股價均值爲最小）。表 1.3-1.4 描述了年度數據的基本特徵，其分布與季度數據幷無明顯差异。表 1.5-1.6 分析了年度數據的行業分布和年度分布，從表 1.5 可以看出，樣本中來自製造業的公司最多，而傳播文化行業的上市公司較少，這與目前中國的經濟發展狀况有緊密聯繫。而從表 1.6 可以看到樣本中上市公司的數量在逐年上升，這與隨著時間推移，更多的公

7羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據表1 描述性統計表1.1 季報數據的描述性統計—全樣本以及基于EPS的子樣本變量full sample，N=61670 EPS<0，N=8009 EPS>0，N=53661均值標準差中位數均值標準差中位數均值標準差中位數BV 9.66 9.23 7.11 5.46 5.81 3.91 10.28 9.48 7.63EPS 0.49 0.93 0.24 -0.41 0.55 -0.17 0.62 0.89 0.31PRC 11.15 9.22 8.51 7.11 5.29 6.04 11.75 9.52 9.01LT 10.54 14.19 6.49 8.88 11.21 5.77 10.79 14.56 6.61AT 20.51 21.71 14.61 14.44 15.91 10.02 21.41 22.30 15.30ROA 0.02 0.04 0.02 -0.04 0.05 -0.02 0.03 0.03 0.02PE 72.02 215.56 23.76 -93.03 125.05 -35.11 96.65 215.39 29.95PB 1.84 1.98 1.20 2.63 3.00 1.50 1.72 1.75 1.17DEPS 0.87 0.34 1.00 0.00 0.00 0.00 1.00 0.00 1.00CONF_Y 108.64 3.47 108.73 108.44 3.66 108.73 108.67 3.44 108.73CONF_Q 108.63 3.95 109.57 108.41 4.12 109.57 108.66 3.92 109.57CONF 108.81 4.11 109.91 108.61 4.23 109.91 108.84 4.09 109.91表1.2 季報數據的描述性統計—基于投資者情緒的子樣本變量low investor sentiment，N=25598 medium investor sentiment，N=19007 high investor sentiment，N=17065均值標準差中位數均值標準差中位數均值標準差中位數BV 9.98 10.82 6.39 9.34 7.79 7.46 9.52 8.02 7.55EPS 0.53 0.97 0.24 0.42 0.86 0.21 0.50 0.92 0.27PRC 12.53 10.37 9.11 7.82 6.65 5.97 12.78 8.87 10.72LT 10.31 14.88 5.88 11.22 14.14 7.31 10.14 13.11 6.52AT 20.71 23.37 13.69 20.84 20.98 15.41 19.84 19.83 14.81ROA 0.02 0.04 0.02 0.02 0.04 0.01 0.02 0.04 0.02PE 79.15 235.44 25.99 58.47 186.32 18.27 76.41 214.04 27.34PB 2.23 2.29 1.43 1.21 1.37 0.82 1.97 1.87 1.44DEPS 0.87 0.34 1.00 0.86 0.35 1.00 0.88 0.33 1.00CONF_Y 105.46 2.60 105.52 109.50 1.00 109.89 112.44 1.37 112.59CONF_Q 104.61 2.51 104.97 110.07 0.59 109.84 113.05 0.62 113.26CONF 104.78 3.01 104.14 110.30 0.73 110.03 113.21 0.72 113.41表1.3 年報數據的描述性統計—全樣本以及基于EPS的子樣本變量full sample，N=17049 EPS<0，N=1862 EPS>0，N=15187均值標準差中位數均值標準差中位數均值標準差中位數BV 9.75 9.29 7.22 5.12 5.23 3.77 10.32 9.51 7.67EPS 0.74 1.22 0.48 -0.93 0.70 -0.76 0.94 1.10 0.58PRC 11.36 9.80 8.50 6.23 4.62 5.09 11.99 10.08 9.04LT 10.39 13.87 6.41 9.02 10.77 6.14 10.56 14.19 6.47AT 20.44 21.40 14.58 14.21 14.95 10.21 21.21 21.94 15.16ROA 0.03 0.06 0.03 -0.09 0.06 -0.08 0.05 0.04 0.04PE 37.22 117.46 14.54 -30.48 74.00 -6.60 45.52 119.11 16.86PB 1.84 2.03 1.16 2.53 3.05 1.31 1.76 1.85 1.15DEPS 0.89 0.31 1.00 0.00 0.00 0.00 1.00 0.00 1.00CONF_Y 109.02 3.37 108.73 109.26 3.24 108.73 108.99 3.39 108.73CONF_Q 108.86 3.99 109.52 109.12 3.68 109.52 108.83 4.03 109.52CONF 108.74 4.85 110.03 109.02 4.50 110.03 108.71 4.88 110.03

8表1.4 年報數據的描述性統計—基于投資者情緒的子樣本變量low investor sentiment，N=6119 medium investor sentiment，N=5762 high investor sentiment，N=5168均值標準差中位數均值標準差中位數均值標準差中位數BV 10.44 11.22 6.74 8.92 7.69 7.05 9.86 8.26 7.86EPS 0.87 1.27 0.53 0.61 1.20 0.38 0.73 1.15 0.55PRC 13.77 11.54 9.91 6.62 5.42 5.17 13.80 9.42 11.62LT 10.16 14.25 5.85 11.00 14.14 7.12 10.00 13.06 6.39AT 21.03 22.95 14.02 20.19 20.89 14.78 20.03 20.02 14.89ROA 0.04 0.05 0.04 0.02 0.06 0.03 0.03 0.06 0.04PE 47.23 144.09 16.32 24.04 83.01 9.92 40.05 113.72 18.55PB 2.35 2.44 1.49 1.08 1.22 0.79 2.09 1.97 1.52DEPS 0.91 0.29 1.00 0.86 0.34 1.00 0.90 0.30 1.00CONF_Y 105.48 2.45 105.52 109.43 0.80 108.73 112.75 0.82 112.59CONF_Q 105.07 2.75 103.49 109.12 2.78 109.52 113.06 0.48 112.71CONF 104.90 3.79 103.92 108.75 4.46 110.03 113.28 0.30 113.11表1.5 年報樣本公司的行業分布行業代碼行業名稱公司個數所占比例% 累積比例%A 農林牧漁業 338 1.98 1.98B 采掘業 354 2.08 4.06C 製造業 9489 55.66 59.72D 水電煤氣生産供應業 746 4.38 64.09E 建築業 305 1.79 65.88F 交通運輸倉儲業 707 4.15 70.03G 信息技術業 1027 6.02 76.05H 批發和零售貿易 1165 6.83 82.88I 金融保險業 227 1.33 84.22J 房地産業 1192 6.99 91.21K 社會服務業 561 3.29 94.5L 傳播與文化業 151 0.89 95.38M 綜合類 787 4.62 100表1.6 年報樣本公司的年度分布年度公司個數所占比例% 累積比例%1999 1011 5.93 5.932000 1152 6.76 12.692001 1224 7.18 19.872002 1279 7.5 27.372003 1334 7.82 35.192004 1421 8.33 43.532005 1388 8.14 51.672006 1417 8.31 59.982007 1513 8.87 68.852008 1623 9.52 78.372009 1713 10.05 88.422010 1974 11.58 100

9羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據司申請上市有關。表 2對本文中涉及的變量進行了相關性分析，以明確各變量之間的關係。該表反映了以下問題：（1）投資者情緒的指標與會計信息的相關度較低，這一方面是因爲投資者情緒指標的變异性較小，另一方面說明投資者情緒幷未直接干擾企業的運營和報告活動。（2）權益賬面價值與每股盈餘相關性較高，一個可能的原因是權益的賬面價值裏面包含了盈餘的信息。2.3 多變量分析基于 Ohlson（1995）[34] 的研究，本文使用以下回歸方程進行實證分析：Pt = α + β1*BVt + β2*EPSt + εt其中，Pt 是公司的期末股價（可以是季度或者年度），BVt 是公司期末的賬面價值（可以是權益的賬面價值或者總資産和負債賬面價值），EPSt 是公司的每股盈餘。εt 是擾動項。關于詳細的變量定義，可以參見附注 1。同時，爲了降低股價在時間序列上的相關性對研究的影響，我們采用Fama & Macbeth（1973）[18] 所提出的步驟進行回歸分析。表 3 列示了多變量的回歸結果。表 3.1 描述了使用權益的賬面價值進行季度數據回歸的基本結果。第一欄是全樣本的回歸結果，第一欄的結果表明，在季度層面，賬面價值和盈餘兩個維度的會計信息對股價具有很强的正相關關係，但是盈餘的影響更大（ t 值等于 10.35，高于賬面價值的 4.00）。第二欄和第三欄分別是EPS 小于零以及大于零的子樣本回歸結果。這一結果表明，投資者在估價時注意到基本面的差异，即盈餘爲負的時候，較少地使用盈餘信息，較多地關注賬面價值（賬面價值的回歸係數時 0.197， t 值等于 7.22，而盈餘的回歸係數是 0.349， t 值等于 1.88）。相反，在盈餘爲正的時候，這一關係發生逆轉，投資者較多地關注盈餘信息，較少地關注賬面價值（賬面價值的回歸係數時 0.061， t值等于 2.15，而盈餘的回歸係數是 3.358， t 值等于 10.63）。這一發現與前人提出的權益估價的實物期權理論一致（Hayn，1995[23] 以及 Burgstahler & Dichev，1997[9]），即當盈餘爲負的時候，投資者會認爲公司的破産風險上升，此時權益的價值更多地來自于公司的清算價值，即權益的賬面價值。從總體上，從回歸的 R2 看，基本面好的時候，會計信息與股價的聯繫更緊密（盈餘爲負時是 0.097，而盈餘爲正時是 0.238）。第四到第六欄是依據季度消費者信心指數劃分的低、中和高投資者情緒子樣本的回歸結果。從回歸的 R2 看，在投資者情緒低的時候，會計信息與股價的聯繫更緊密（情緒低時是 0.307，情緒高時是 0.176）。表2 相關性分析變量 BV EPS PRC LT AT ROA PE PB DEPS CONF_Y CONF_Q CONFBV 1.00EPS 0.63*** 1.00PRC 0.43*** 0.43*** 1.00LT 0.47*** 0.36*** 0.10*** 1.00AT 0.77*** 0.53*** 0.27*** 0.91*** 1.00ROA 0.21*** 0.68*** 0.33*** -0.04*** 0.06*** 1.00PE -0.11*** -0.12*** 0.02*** -0.09*** -0.11*** -0.08*** 1.00PB -0.36*** -0.15*** 0.31*** -0.20*** -0.29*** -0.03*** 0.14*** 1.00DEPS 0.18*** 0.38*** 0.17*** 0.05*** 0.11*** 0.57*** 0.30*** -0.15*** 1.00CONF_Y -0.01 -0.01*** -0.11*** 0.01 0.00 -0.01*** -0.05*** -0.18*** 0.02*** 1.00CONF_Q -0.01* -0.02*** -0.09*** 0.01* 0.00 -0.02*** -0.03*** -0.15*** 0.02*** 0.89*** 1.00CONF 0.00 -0.04*** -0.05*** 0.00 0.00 -0.04*** 0.00 -0.12*** 0.02*** 0.81*** 0.94*** 1.00表2 描述了各個變量之間的Pearson相關性係數。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。

10表3 季度數據的回歸分析表3.1 季度數據回歸的基本模型結果—權益的賬面價值　　Full（1）EPS<0（2）EPS>0（3）low（4）medium（5）high（6）BV 0.101*** 0.197*** 0.061** 0.197*** 0.049 0.039（4.00）（7.22）（2.15）（3.86）（1.69）（1.29）EPS 2.974*** 0.349* 3.358*** 2.714*** 3.007*** 3.260***（10.35）（1.88）（10.63）（7.17）（7.75）（4.41）CONSTANT 8.277*** 6.400*** 8.463*** 8.390*** 6.203*** 10.371***（16.20）（14.30）（16.35）（12.22）（7.05）（12.99）N 61670 8009 53661 25598 19007 17065R2 0.249 0.097 0.238 0.307 0.251 0.176表3.1 描述了使用權益的賬面價值進行季度數據回歸的基本結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一欄是全樣本的回歸結果，第二欄和第三欄分別是EPS小于零以及大于零的子樣本回歸結果，第四到第六欄是依據季度消費者信心指數劃分的低、中和高投資者情緒子樣本的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。表3.2 季度數據回歸的交叉分割樣本結果—權益的賬面價值　EPS>0 EPS<0low（1）medium（2）high（3）low（4）medium（5）high（6）BV 0.158** 0.001 0.005 0.268*** 0.152*** 0.158***（2.74）（0.03）（0.14）（4.62）（5.60）（3.75）EPS 3.074*** 3.496*** 3.558*** 0.350 0.418 0.275（6.38）（8.60）（4.62）（1.04）（1.15）（1.01）CONSTANT 8.631*** 6.405*** 10.472*** 6.594*** 4.372*** 8.346***（12.20）（6.97）（13.22）（11.30）（7.30）（10.07）N 22282 16370 15009 3316 2637 2056R2 0.295 0.239 0.168 0.115 0.117 0.052表3.2 描述了使用權益的季度賬面價值，同時樣本進行交叉分割後的回歸結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一到第三欄是在EPS大于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。第四到第六欄是在EPS小于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。表3.3 季度數據回歸的基本模型結果—資産和負債的賬面價值　　Full（1）EPS<0（2）EPS>0（3）low（4）medium（5）high（6）AT 0.119*** 0.182*** 0.091*** 0.202*** 0.067** 0.073***（5.48）（6.62）（4.07）（4.48）（2.42）（4.16）LT -0.176*** -0.197*** -0.159*** -0.295*** -0.094*** -0.118***（-6.09）（-5.22）（-5.40）（-4.75）（-3.09）（-6.41）EPS 3.201*** -0.052 3.647*** 3.212*** 3.068*** 3.332***（11.73）（-0.15）（12.89）（8.92）（8.46）（4.68）CONSTANT 8.594*** 6.505*** 8.737*** 8.999*** 6.336*** 10.527***（16.32）（14.54）（16.36）（11.54）（7.31）（13.46）N 61670 8009 53661 25598 19007 17065R2 0.255 0.102 0.247 0.324 0.249 0.177表3.3 描述了使用資産和負債的賬面價值進行季度數據回歸的基本結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一欄是全樣本的回歸結果，第二欄和第三欄分別是EPS小于零以及大于零的子樣本回歸結果，第四到第六欄是依據季度消費者信心指數劃分的低、中和高投資者情緒子樣本的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。

11羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據表3.4季度數據回歸的交叉分割樣本結果—資産和負債的賬面價值　EPS>0 EPS<0low（1）medium（2）high（3）low（4）medium（5）high（6）AT 0.176*** 0.035 0.047** 0.257*** 0.138*** 0.139***（3.83）（1.22）（2.32）（4.22）（4.26）（4.39）LT -0.280*** -0.073** -0.102*** -0.292*** -0.142*** -0.138**（-4.49）（-2.36）（-4.78）（-3.46）（-3.66）（-2.92）EPS 3.622*** 3.587*** 3.744*** -0.600 0.325 0.218（8.64）（9.77）（5.31）（-0.79）（0.81）（0.52）CONSTANT 9.198*** 6.487*** 10.594*** 6.765*** 4.461*** 8.387***（11.45）（7.23）（13.62）（10.81）（7.50）（10.60）N 22282 16370 15009 3316 2637 2056R2 0.316 0.240 0.170 0.123 0.119 0.058表3.4 描述了使用資産和負債的季度賬面價值，同時樣本進行交叉分割後的回歸結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一到第三欄是在EPS大于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。第四到第六欄是在EPS小于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。在具體的會計信息層面，情緒低的時候，賬面價值和盈餘信息都得到應用，而在情緒高的時候，僅盈餘信息得以應用，且其統計上的顯著性降低（由情緒低時的 7.17 到情緒高時的 4.41）。表 3.2 描述了使用權益的季度賬面價值，同時樣本進行交叉分割後的回歸結果。第一到第三欄是在 EPS 大于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。第四到第六欄是在 EPS 小于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。總體上看，盈餘正負對會計信息和股價之間關係影響的差异與表 3.1 的結果一致。然而，將基本面信息與投資者情緒結合起來看，投資者情緒對會計信息和股價之間關係影響在基本面好的時候表現出更大的差异（基本面好的時候，低情緒和高情緒的影響分別是 0.295 和 0.168，而基本面不好的時候，低情緒和高情緒的影響分別是 0.115 和0.052）。爲了檢驗投資者是在關注權益的賬面價值還是資産與負債的賬面價值，在表 3.3 和表 3.4 我們報告了將權益賬面價值拆分爲資産與負債的賬面價值之差的回歸結果。與表 3.1 和表 3.2 的結果相類似，我們發現在表 3.3 全樣本中，資産和負債的賬面價值以及盈餘信息對股價的波動均有一定的解釋能力。當將樣本按照基本面的好壞劃分爲子樣本時，基本面好的時候，盈餘與股價的關係更緊密，而同時總體上看，會計信息的解釋能力較强；基本面不好的時候，盈餘與股價的關係降低，而同時總體上看，會計信息的解釋能力較弱。而將樣本按照投資者情緒高低劃分時，情緒低時會計信息能更好低解釋股價波動。在表 3.4 中，我們考察了基本面好壞與情緒高低對會計信息和權益估價之間關係的交互影響，研究發現與表 3.2 類似，即：投資者情緒對會計信息和股價之間關係影響在基本面好的時候表現出更大的差异。2.4 穩健性分析爲了增加研究的信度和效度，本文做了如下穩健性檢驗：（1）我們使用年度而非季度數據進行回歸分析，結果與季度數據的結果類似，結果可見表 4。（2）我們控制年度和行業的固定效應進行 OLS 回歸分析，同時控制年度和公司兩個維度的標準差，得到與支持假設一致的結論；爲節約空間，本部分未予報告。

12表4 年度數據的回歸分析表4.1 年度數據回歸的基本模型結果—權益的賬面價值　　Full（1）EPS<0（2）EPS>0（3）low（4）medium（5）high（6）BV 0.049 0.110*** -0.003 0.125 0.026 -0.004（1.32）（4.39）（-0.07）（1.28）（1.37）（-0.08）EPS 2.667*** 0.117 3.219*** 2.933** 2.255** 2.814（5.49）（0.87）（6.27）（4.31）（4.56）（2.10）CONSTANT 8.312*** 6.433*** 8.246*** 8.836** 4.931*** 11.170***（8.05）（6.95）（7.99）（5.51）（9.97）（7.40）N 17049 1862 15187 6119 5762 5168R2 0.275 0.042 0.269 0.340 0.313 0.172表4.1 描述了使用權益的賬面價值進行年度數據回歸的基本結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一欄是全樣本的回歸結果，第二欄和第三欄分別是EPS小于零以及大于零的子樣本回歸結果，第四到第六欄是依據年度消費者信心指數劃分的低、中和高投資者情緒子樣本的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。表4.2 年度數據回歸的基本模型結果—資産和負債的賬面價值　　Full（1）EPS<0（2）EPS>0（3）low（4）medium（5）high（6）AT 0.070** 0.110** 0.037 0.120 0.046 0.045（2.52）（2.79）（1.27）（1.51）（1.96）（2.09）LT -0.129** -0.114* -0.106** -0.227 -0.067 -0.092**（-2.81）（-1.92）（-2.29）（-1.76）（-1.88）（-5.34）EPS 2.806*** 0.090 3.359*** 3.436** 2.243** 2.739（5.49）（0.63）（6.50）（3.80）（4.84）（2.16）CONSTANT 8.563*** 6.456*** 8.428*** 9.452** 4.992*** 11.245***（8.04）（7.14）（7.86）（5.29）（10.06）（7.74）N 17049 1862 15187 6119 5762 5168R2 0.283 0.045 0.280 0.358 0.315 0.175表4.2 描述了使用資産和負債的賬面價值進行年度數據回歸的基本結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一欄是全樣本的回歸結果，第二欄和第三欄分別是EPS小于零以及大于零的子樣本回歸結果，第四到第六欄是依據年度消費者信心指數劃分的低、中和高投資者情緒子樣本的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。表4.3 年度數據回歸的交叉分割樣本結果—權益的賬面價值EPS>0 EPS<0low （1）medium（2）high（3）low （4）medium（5）high（6）BV 0.088 -0.048 -0.049 0.184** 0.056*** 0.090（0.81）（-1.34）（-0.91）（4.36）（7.12）（1.95）EPS 3.369** 3.006** 3.283 0.504 -0.178 0.024（4.87）（4.83）（2.32）（1.90）（-1.97）（0.12）CONSTANT 8.749** 4.835*** 11.155*** 7.069** 3.402*** 8.827***（5.46）（9.49）（7.69）（4.72）（7.45）（6.47）N 5572 4969 4646 547 793 522R2 0.330 0.316 0.160 0.057 0.038 0.032表4.3 描述了使用權益的年度賬面價值，同時樣本進行交叉分割後的回歸結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一到第三欄是在EPS大于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。第四到第六欄是在EPS小于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*,**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。

13羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據表4.4 年度數據回歸的交叉分割樣本結果—資産和負債的賬面價值EPS>0 EPS<0low （1）medium（2）high（3）low （4）medium（5）high（6）AT 0.090 0.006 0.014 0.170 0.036** 0.123（1.11）（0.20）（0.68）（1.87）（3.99）（1.64）LT -0.207 -0.038 -0.073** -0.161 -0.043** -0.139（-1.60）（-0.98）（-5.62）（-1.08）（-3.98）（-1.18）EPS 3.931** 2.911** 3.236* 0.521** -0.226* -0.026（4.61）（5.18）（2.47）（3.30）（-2.42）（-0.09）CONSTANT 9.316** 4.794*** 11.173*** 7.115** 3.519*** 8.733***（5.17）（9.14）（8.01）（4.70）（7.41）（6.64）N 5572 4969 4646 547 793 522R2 0.353 0.320 0.165 0.067 0.025 0.044表4.4 描述了使用資産和負債的年度賬面價值，同時樣本進行交叉分割後的回歸結果。所有回歸按照Fama-Macbeth（1973）所確定的步驟進行。第一到第三欄是在EPS大于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。第四到第六欄是在EPS小于零的情况下，不同程度的投資者情緒對會計數字影響權益估價的回歸結果。回歸係數下方的括號內是t值。各變量的定義詳見附注1。*，**以及***分別表示該係數在10%，5%以及1%的水平上顯著。3 結論與不足本文通過使用消費者信心指數來衡量投資者情緒，研究了會計信息與股價的關係如何隨著投資者情緒的變化而不同。使用季度和年度數據研究發現，在投資者情緒較高的時候，股價能被基本面解釋的部分較低，相反在投資者情緒較低的時候，股價能被基本面解釋的部分較高（回歸的 R2 分別爲 30.7％以及 17.6％，前者將近是後者的兩倍）。進一步研究發現，這一差异受基本面本身的影響，當企業報告正的盈餘時，投資者情緒高低對會計信息和股價之間關係的影響分別是 29.5% 以及 16.8%（回歸的 R2），而當企業報告負的盈餘時，投資者情緒高低對會計信息和股價之間關係的影響分別 11.5% 以及 5.2%（回歸的R2）。這說明，投資者情緒高低與會計信息本身的一些特性交互作用，共同影響了投資者的權益估價决策。這一研究有助于理解會計信息與股價關係在時間序列上的差异，進而豐富了現有的權益估價文獻；同時本文對投資者的投資决策有一定的啓示作用。如投資者應該加强自身對投資氛圍的判斷，在作出投資决策時不要隨大流，要有自己的獨立判斷，立足公司的基本面信息，對市場行情有個清醒的認識，認識到當前的市場環境是否過于樂觀或者悲觀，從而規避投資者情緒對自己投資决策的影響。本項研究還存在以下不足：（1）模型中應用的會計信息不足，從而可能存在遺漏變量（omitted variable）的問題。（2）消費者信心指數幷非投資者情緒的最佳代理指標，從而可能存在變量測量偏誤（measurement error）的問題。如果能找到更好的模型以及代理變量，本文的研究將得到很大改進。同時本文還提出以下方向供學者進行後續研究：（1）投資者情緒和權益估價之間的因果關係是怎樣的，是互爲因果，還是一方爲因，一方爲果，受限于本文的研究設計，我們的研究結論只能說是一個相關關係。但有可能權益估價的上升帶來了投資者情緒的上揚，也有可能投資者情緒的上升抬高了股價，即投資者情緒有可能是內生的。後續研究可以沿著這一思路對投資者情緒的本質做出更加深刻的認識。（2）儘管人們對投資者信心非常關注，但是投資者情緒如何影響實體經濟幷未得到很好的理解。比如，投資者信心指數是包含有獨立信息含量的信息，還是僅僅將已存信息進行再重新整理而已？後續研究可以比較投資者情緒與其他信息來源如宏觀經濟走勢等的信息含量。

14參考文獻[1] Baker, M., and J. Wurgler. 2006. Investor Sentiment and the Cross-Section of Stock Returns. The Journal of Finance 61 (4): 1645–1680.[2] Baker, M., and J. Wurgler. 2007. Investor Sentiment in the Stock Market. Journal of Economic Perspectives 21 (2): 129–152.[3] Ball, R., and P. Brown. 1968. An Empirical Evaluation of Accounting Income Numbers. Journal of Accounting Research 6 (2): 159–178.[4] Barberis, N., A. Shleifer, and R. Vishny. 1998. A Model of Investor Sentiment. Journal of Financial Economics 49 (3): 307–343.[5] Ben-Rephael, A., S. Kandel, and A. Wohl. 2012. Measuring Investor Sentiment with Mutual Fund Flows. Journal of Financial Economics 104 (2): 363–382.[6] Bergman, N. K., and S. Roychowdhury. 2008. Investor Sentiment and Corporate Disclosure. Journal of Accounting Research 46 (5): 1057–1083.[7] Brad C., W.R. Landsman and S. R. Stubben 2012. Does Accounting Information Facilitate Efficient Markets? Evidence from Investor Sentiment-Related Mispricing. 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15羅奕投資者情緒、會計信息與權益估價 ——來自中國上市公司的證據附注1 變量定義變量名定義數據來源BV 每股股東權益，等于股東權益總額除以總流通股數[季度或年度] CSMAREPS 每股盈餘，等于淨利潤除以總流通股數[季度或年度] CSMARPRC 每股股票期末收盤價格[季度或年度] CSMARLT 每股股票期末負債，等于負債總額除以總流通股數[季度或年度] CSMARAT 每股股票期末資産，等于資産總額除以總流通股數[季度或年度] CSMARROA 資産回報表，等于淨利潤除以總資産 CSMARPE 市盈率，等于每股收盤價除以每股盈餘 CSMARPB 市淨率，等于每股收盤價除以每股股東權益 CSMARDEPS 啞變量，EPS大于零時爲1，反之爲0. CSMARCONF_Y 年度消費者信心指數，等于當年各月指數的平均國家統計局CONF_Q 季度消費者信心指數，等于當季各月指數的平均6 國家統計局CONF 月度消費者信心指數國家統計局附注1 描述了各變量的定義，除了消費者信心指數的相關指標，所有連續型變量已在1%和99%的水平上winsorize。6 Bergman & Roychowdhury（2008）[6]也是使用密歇根大學的消費者信心指數指標來代理投資者情緒，他們的構建方法也是將某個季度的三個月數據進行平均得到季度均值。科研進展澳科大探月研究獲新進展《Nature》線上期刊《科學報告》於4月8日發表了關於嫦娥二號探月衛星伽瑪譜儀觀測資料的最新研究成果。以澳門科技大學為主的研究團隊利用嫦娥二號伽瑪譜儀對月球表面大型撞擊坑及其周圍濺射物放射性元素含量的觀測，提出如下觀點：月球表面東海與危海盆地在其形成時，撞擊深度應該到達了下月殼，撞擊事件可能把月球深層次的物質挖掘了出來。文章指出，在嫦娥探月過程中，澳科大太空科學研究所和中科院暗物質與空間天文重點實驗室緊密合作，承擔伽瑪譜儀的研製與資料分析工作。嫦娥二號伽瑪譜儀在世界上首次採用先進的溴化瀾閃爍晶體作為主探測器，碘化銫作為反符合晶體成功地抑制了空間及衛星本底，其靈敏度遠高於世界同類探測器，能敏感地區分月球表面元素的細微差別。研究人員通過對觀測資料進行仔細的分析與比較，首次發現放射性元素在月球東海和危海區域存在着明顯異常。目前國際上對於東海和危海盆地形成時的撞擊深度存在較大的爭議。以危海盆地為例，早期研究認為危海撞擊事件僅僅到達了上月殼。但最近日本學者通過分析“月亮女神Kaguya”的光譜資料，在該盆地邊緣發現富含橄欖石的區域，推測危海撞擊事件可能擊穿月殼，把月幔的物質挖掘了出來。嫦娥二號伽瑪譜儀新的探測結果證實：危海盆地周圍物質富含放射性元素，但豐度較低。這說明，危海盆地在形成時撞擊事件穿透兊里普（是一種含有鉀、稀土元素、磷的礦物）岩層的可能性較小。根據最新月球岩漿洋模型及這兩個區域鉀元素豐度的分析，研究人員推測危海撞擊事件可能僅僅撞擊到月殼侵入的岩層。該結論對於人類更深層次認識月球提供了重要的參考依據。

16第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 基於ARIMA模型與報童模型的澳門航空配餐研究唐華軍*，丁　甜，杜司楊，孟芯竹，許夢玲（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：本文以SERVAIR MACAU的航空餐期望利潤最大化為目標，首先調查統計了SERVAIR MACAU所服務的其中一條航線在2012年2～4月份的實際承載人數、配餐數量、航空餐過剩和缺貨情況，然後利用ARIMA模型來預測其在2012年4月份的航空餐需求，并在此需求預測結果的基礎上，利用報童模型給出了該航線在2012年4月份的航空餐最優訂購計劃，最後比較了實施報童模型優化策略前後的航空餐利潤，結果表明報童模型優化策略的實施可幫助SERVAIR MACAU的航空餐利潤上升19.3%，同時其缺貨率下降了2.8%。本文所得到的研究結果不僅豐富了ARIMA模型與報童模型在航空配餐預測及訂購中的應用，同時也為本澳利用報童模型制定航空餐最佳訂購計劃的研究填補了空白。此外，本文的研究方法和結果在實踐上也為SERVAIR MACAU根據歷史需求，利用ARIMA模型和報童模型制定合理的航空配餐計劃提供了科學的決策支持。關鍵詞：航空配餐；ARIMA模型；報童模型Study on Macau Flight Catering Based on ARIMA and Neysvendor ModelsHuajun TANG*, Tian DING, Siyang DU, Xinzhu MENG, Mengling XU( Faculty of Management and Administration, Macau University of Science and Technology, Macau, China )eyyordst: This study aims to maximize the expected profit in flight catering of SERVAIR Macau. Firstly, the paper investigates the related data of one flight route from Macau to Chengdu, including the actual passenger numbers, catering service, and the levels of over-estimate and under-estimate from February to April. Then it forecasts the passenger demand in April with the use of ARIMA model. Based on the forecasting result, this study applies the newsvendor model to estimate the demand for the catering, and evaluates the catering profit before and after the application of the newsvendor model. Finally, this study suggests that the profit in flight catering can increase by 19.3% through the application of the newsvendor model, and the stock-out rate can decrease by 2.8%. In addition, the research result provides the scientific support for SERVAIR MACAU to make reasonable decisions for catering service.eyyordst: Flight Catering; ARIMA Model; Newsvendor Model收稿日期：2012-08-21；修訂日期：2012-09-14。通訊作者：唐華軍，男，博士，澳門科技大學行政與管理學院助理教授，主要研究方向為供應鏈管理、交通優化與綠色物流。E-mail: hjtang@must.edu.mo, Tel: （+853） 8897 2874。0 前言澳門作為具有中西合璧特色的歷史小城，是一座典型的旅遊城市，其博彩業的繁榮帶動了旅遊業的發展而不斷壯大。隨著旅遊業的發展，航空業迎來了發展的黃金時期，隨之而來的航空食品供應公司的競爭日益加劇。航班承載人數的不確定性，顧客需求的多樣化、個性化，以及顧客對航空食品質量及服務要求的提高，均對航空配餐公司提出了嚴峻的挑戰。作為澳門航空配餐業的龍頭，SERVAIR MACAU，在澳門旅遊業的蓬

17唐華軍，等基於ARIMA模型與報童模型的澳門航空配餐研究勃發展形勢下，每天面臨著數以千計的航空餐需求，如何在盡可能滿足航空公司需求的同時，最大化航空餐利潤已經成為其快速提升盈利能力的一個重要課題。基於這樣的背景，本文的研究問題歸結為如何對航空餐的需求作出較為準確有效的預測，并在預測結果基礎上作出較為科學合理的採購決策，從而使航空餐的期望利潤最大化，從而提升其整體盈利能力和綜合競爭力。目前，關於航空配餐的研究，文獻史上已有一些研究。國外的學者對航空餐的研究較早，例如，Chatwin 對單一航線在多時段的航空餐進行了研究，發現航空餐無論是剩餘還是不足都會引起成本的上升[1]。Charles 和 Scott 對航空餐的訂貨策略從風險共享的角度進行了分析[2]。國內學者對航空餐的研究相對較晚，但為數不少。趙桂紅和馬志剛專門研究了航空公司機上供應品的成本問題，并給出了其成本控制方案[3]。朱傑認為對於航空公司來說，航空配餐是展示其實力形象與服務水準的重要手段。該文以 ERP 技術為支撐，通過計算信息化管理，實現航空食品生產加工以及配銷一體化企業過程管理控制[4]。彭剛以航食公司為案例，通過對供應商進行鑒別、考察和分析決策，評價供應商及其所進行的採購及相關物流業務。從而設計了一套行之有效的供應商評價選擇體系[5]。關於報童模型及 ARIMA 模型的應用與研究，在文獻史上已有不少相關研究。首先，國外學者在這方面的研究較早而且比較深入。例如，Khouja對單階段的報童模型作了文獻綜述，并在此基礎上提出了未來可供研究的幾個方向[6]。Su 和Zhang 在面對戰略客戶的標準報童模型中考慮了戰略客戶的缺貨成本，研究了承諾和易獲得性保證的價值[7]。Schweitzer 和 Cachon 著重描述訂單決策方法之 ARMA 模型，確定識別訂單的季節性與非季節性因素對整個預測結論的影響[8]。Wu 等人為了通過預測數據來調整產品開發及經營策略，用自回歸滑動平均（ARMA）模型進行建模預測。結果表明，用同一個 ARMA 模型擬合相似時間序列的方法具有可行性，且有較高的預測準確率[9]。國內的學者對報童模型的研究較晚而且以實證居多。例如，緱程等人運用報童模型及 ARMA 預測模型，針對乘客需求的不確定性而導致的配餐剩餘和短缺的問題進行了優化和改善研究，建立了用定量化的供應鏈管理理論來解決航空配餐採購與預測問題的基礎[10]。馬福珍運用報童模型研究短生命週期產品的協調訂貨問題，并針對不同訂貨策略做出缺貨、補貨、殘貨處理的決策[11]。翟致遠利用報童模型建模後，文中給出了利潤期望函數。通過數值模擬的結果可看出，當顧客對不同倉位等級之間價格差額的敏感程度較高時，航空公司應採取降低高額票價，提高低額票價的策略，來減小由於顧客對價格差異敏感程度高而導致的高價倉位的利潤損失[12]。黃松等人針對季節性商品需求的不確定性和隨機波動性，利用經典報童模型得出最優客戶購買決策，實現自身收益的最大化[13]。然而，迄今為止，尚沒有文獻對澳門的航空餐管理進行過系統科學的研究。因此，本文基於前人的研究，開創性地將需求預測模型與報童模型整合到澳門航空餐管理的研究之中。本文的研究思路如下：以澳門航空餐龍頭 SERVAIR MACAU的其中一條航線為例，首先通過企業提供的數據獲取該航線在 2012 年 2 月份至 4 月份的實際承載人數，然後利用 ARIMA 模型以 2012 年 2 ～ 3月份的數據來預測 2012 年 4 月份的需求，在此基礎上利用報童模型給出最優的航空配餐計劃，最後評估優化前後航空餐的利潤與缺貨率。本文剩餘內容的結構安排如下：第 1 部份簡要介紹了SERVAIR MACAU 公司的基本營運情況以及其航空配餐當前存在的問題，第 2 部份通過 SERVAIR MACAU 提供的內部數據庫獲取了本文研究所需的資料，第 3 部份介紹并利用 ARIMA 模型預測未來的航空餐需求，第 4 部份在第 3 部份預測結果的基礎上利用報童模型給出了最優的航空餐配置計劃，第 5 部份對本文作出總結。

181 SERVAIR MACAU航空配餐管理現狀1.1 SERVAIR MACAU簡介SERVAIR MACAU（亦稱為澳門航空食品供應股份有限公司）于 1995 年在澳門合資興建，與澳門機場同時成立，母公司是法國集團，屬全球第三大航空食品供應商，在全球有 65 個製作及供應航空食品的中央廚房。目前享用 SERVAIR MACAU 提供配餐服务的澳門客戶除了航空公司之外，還包括著名品牌咖啡厅，学校，医院，政府机构及个人等。1.2 SERVAIR MACAU航空配餐現狀SERVAIR MACAU 是第一間在澳門國際機場為航空公司提供機上餐點和飲品服務的公司。它具有大規模生產和專業的配套物流送餐能力，其在業界的表現能力一直都是處於領先的位置。但是隨著顧客需求和口味的個性化、多樣化，以及多變的國際、國內市場情況，SERVAIR MACAU面臨一些問題。首當其沖的是配餐缺貨和剩餘成本費用問題。在航空業中，乘客需求的不確定性大大地影響了航空配餐的正常調度，導致配餐的剩餘或者短缺，相比較其他造成利潤降低的因素，該因素在增大成本的同時，也將直接降低航空公司的服務水平。從長期看來，乘客及航空公司的滿意度必然會受到影響，這對于 SERVAIR MACAU 而言將會是利潤增長的一大阻礙。因此，本文將以其服務的一條航線為例，通過數據獲取，利用 ARIMA 模型給出較為科學合理的預測，然後在此基礎上利用報童模型給出最優的航空餐配餐計劃，從而使得其利潤盡可能最大化，并進一步降低航空餐的缺貨率，提升公司的服務水平。2 數據搜集澳門航空作為澳門的地區性國際航空公司，提供到中國臺灣、中國大陸、歐洲、東南亞與東亞的多條豐富航線。其中中國大陸的航線覆蓋了華北、華東、華南、西南等大部分地區。爲了實證 ARIMA 模型及報童模型提升航空餐利潤的有效性，本文作者通過SERVAIR MACAU提供的資料，隨機選取了其中一條航線，由點及面，可類似增加其所有其它航線的航空餐利潤，最終提升公司的綜合競爭力。本文作者最終選擇了澳門到成都的單程航線。該航線為澳門航空的一條單程線，每逢星期一三五七中午 12 ：20 分，由澳門飛往成都，航空公司採用的運營機型為 A321 （允許的最大載客量 174 人）或者是 A320 （允許的最大載客量 150 人）。從澳門起飛之前，航空公司需要提前配足本次航班的用餐份數，而飛機的實際承載人數即為航空餐的實際消費份數。在航空公司的配餐過程中，無論是缺貨或是剩餘，都會引起成本的上升。首先根據空中客車 A321 和 A320 的最大載客量以及公司內部提供的資料，收集到了 2012 年 2 到 4月的實際載客量（航空餐的實際消費份數）和配餐數量。結合這兩組數據得到了 2 到 4 月份實際承載人數與配餐數量的線圖。圖1 澳門-成都航線2012年2～4月實際承載人數與配餐數量比較圖2 採購訂單流程圖由圖 1 可知，目前 SERVAIR MACAU 配餐情

19唐華軍，等基於ARIMA模型與報童模型的澳門航空配餐研究況并不很理想，配餐數量與實際承載人數相差較大，從而造成 SERVAIR MACAU 利潤的損失和航空公司滿意度的下降。众所周知，采购流程对于成本的控制具有较大的影响，是整个运营过程中不可或缺的一部分，其採購訂單流程如圖 2 所示。圖 2 展示了澳門航空公司同 SERVAIR MACAU之間的採購流程以及供應合同關係。3 ARIMA模型及其需求預測為進一步提升航空餐的配餐利潤和服務水平，首先要對未來的航空餐需求作出比較準確的預測。至今為止，已有多種預測方法：簡單平均法、移動平均法、指數平滑法、簡單與多元回歸等，然而這些預測方法只能對平穩序列或者趨向性序列作出比較有效的預測，對一般的非平穩序列就顯得捉襟見肘。而 ARIMA 模型（亦稱為自回歸累積移動平均模型）能有效靈活處理平穩和非平穩序列。而且，它與前面這些方法不同的是，其並非對預測序列中的歷史數據進行任何特定模式的假設，而是採用確定一般類別模型中潛在模型的迭代方法，然後將所選模型與歷史數據對照，看它是否準確描述了序列，并提供正式的程序用來檢驗模型的適宜性。ARIMA（p, d, q）中，p 表示自回歸部份的階， d 表示差分化的量，q 表示移動平均部份的階。如果最初序列是平穩序列，則d=0，那麼 ARIMA 模型就屬於 ARMA 模型。下面，本文采用澳門—成都航線 2012 年 2 ～3 月份的實際承載人數通過 ARIMA 模型來預測 4月份的航空餐需求。從圖 3 可以看出其時間序列雖有上下波動，但并沒有圍繞一個固定水平變化，而是隨著時間推移呈現輕微的下降趨勢，因此該序列可界定為非平穩序列。一般可以將非平穩序列進行差分，如圖 4 所示，其一階差分自相關快速消失，說明一階差分序列已經穩定。而且，從圖 4 又可進一步看出其一階差分自相關第一次時間滯後之後中止，需要自回歸條件即 p=1 及 q=0，於是可採用 ARIMA（1,1,0）模型。從圖 5 中可以發現，其一階差分偏自相關從第一次時間滯後之後中止，需要移動平均條件即 p=0 及 q=1，於是可採用ARIMA（0,1,1）模型。圖3 2012年2～3月份實際承載人數時間序列圖圖4 實際承載人數一階差分自相關函數圖（包含自相開的5%顯著限）圖5 實際承載人數一階差分偏自相關函數圖（包含偏自相開的5%顯著限）在將模型用於澳門—成都航線在 4 月份的航空餐需求預測前，必須對其進行適當性檢驗。基本上，如果殘差不能用於改進預測，該模型就是合適的。如果與卡方統計量有關的 P 值 <0.05，則認為該模型是不合適的。圖 6 給出了 ARIMA（1,1,0）模型與 ARIMA（0,1,1）模型的運行結果。

20從圖 6 中可以看出，這兩個模型的殘差平方分別為 MS=157.18 和 105.04，說明用這兩個模型得到的預測結果是相似的。進一步地，從圖 6 中可看出自回歸係數所對應的 P 值為 0.026<0.05，說明自回歸模型參數顯著不同於零。類似地，移動平均參數也顯著不同於零。此外，對於任何一個模型，與卡方統計量有關的 P 值均超過 0.05，表明兩個模型滯後期為 12和 24 計算的卡方統計量都不顯著，從而說明這兩個模型都是合適的。圖6 ARIMA（1,1,0）模型與ARIMA（0,1,1）模型運行結果從圖 7 ～ 8 中可以發現，兩個模型中殘差的自相關係數都較小，並且都在可容忍的範圍之內。因此，ARIMA（1,1,0）模型與 ARIMA（0,1,1）模型均適合于預測 2012年 4月份實際航空餐的需求。因此，本文將選擇其中一個殘差自相關係數及殘差較小的模型 ARIMA（0,1,1）用來預測澳門 - 成都航線 4 月份的航空餐需求。表 1 給出了 ARIMA（0,1,1）預測該航線 4 月份的航空餐需求并與其實際值作出了比較。圖7 ARIMA（1,1,0）殘差ACF圖圖8 ARIMA（0,1,1）殘差ACF圖表 1 ARIMA（0,1,1）模型實際值與預測值比較　實際值預測值實際值預測值4月1日 123 156 4月17日 147 1544月3日 148 155 4月18日 172 1544月4日 167 155 4月20日 168 1534月6日 163 155 4月22日 150 1534月8日 157 155 4月24日 144 1534月10日 160 155 4月25日 154 1534月11日 152 154 4月27日 168 1534月13日 134 154 4月29日 160 1534月15日 152 1544 報童模型及其應用在隨機型倉儲問題中，常見的隨機性因素是需求和滯後時間。報童問題就是典型的單階段、隨機需求模型，其目標是尋找產品的最佳訂貨量，來最大化期望收益或最小化期望損失。報童模型自從1956 年首次被提出以來，已廣泛應用于製造業、零售業、酒店管理及航空管理等領域。本文所研究的航空餐需求具有一定的隨機性，同時其時效性類似

21唐華軍，等基於ARIMA模型與報童模型的澳門航空配餐研究于當天的日報。因此本文將在需求預測的基礎上，採用報童模型來研究該航線在 4 月份的最佳訂購策略，并評估優化前後的航空餐利潤變化。首先，本文作者通過 SERVAIR MACAU 提供的資料獲得該航線有關航空餐（雞肉飯為主）的相關數據：航空餐採購成本為 MOP$10，銷售價格為 MOP$30，當天多餘的航空餐處理價格僅為 MOP$3，即為殘值，因此航空餐的過剩成本為MOP$（10-3）=7，而一旦缺貨不僅造成銷售利潤的損失（航空餐利潤為 MOP$（30-10） =20），同時還造成因無償緊急調運替代餐（如速食麵條等）來補單帶來的損失（行業估計為 MOP$80）。根據航空餐的以上數據，報童模型的相關參數即可獲得：過剩成本 Co=10-3=MOP$7，缺貨成本 Cu= 利潤損失 + 補單損失 =20+80=MOP$100。因此，其決斷值（Critical Ratio）=Cu /（Co+Cu）=100/107=0.9346，即為航空餐當天的需求滿足率。根據 2012 年 4 月份的需求預測（表 1），其均值為 154 份，標準差為 0.95，同時由上述決斷值查得的 Z 值為 1.51，因此根據報童模型的理論，航空餐的最佳訂購數量為Q*=μ+z×σ =154+1.51×0.95≈155而 2012 年 4 月份的實際配餐數量如表 2。表 2 澳門—成都航線4月份實際配餐數量　實際配餐實際配餐4月1日 135 4月17日 1334月3日 154 4月18日 1584月4日 153 4月20日 1704月6日 189 4月22日 1324月8日 159 4月24日 1564月10日 143 4月25日 1404月11日 148 4月27日 1504月13日 168 4月29日 1584月15日 160於是，將最佳訂購決策應用到該航線 4 月份的航空餐配餐計劃中，結合表 1 的需求預測以及表 2 的實際配餐數量，得到了表 3。由表 3 可以看出，航空餐的缺貨數量從未實施報童模型優化策略的 75份下降到實施后的 1份，過剩數量也從原來的 92 份下降到實施后的 17 份。下面本文比較一下優化前後的航空餐利潤。表 3 實際配餐與報童模型理論下的配餐情況對比4月份配餐數量需求數量過剩數量缺貨數量實際 2606 2619 92 75期望 2635 2619 17 1優化前的航空餐利潤：2606×（30-10）-92×7‐75×100=MOP$43983優化后的航空餐利潤：2635×（30-10）-17×7-1×100=MOP$52481因此相比優化前的航空餐利潤，實施了報童模型優化策略后的航空餐利潤上升了 MOP$（52481-43983）=8498，即上升了 19.3%，同時，其配餐缺貨率下降了 75/2619 即 2.8%。5 結論本文以 SERVAIR MACAU 的航空餐期望利潤最大化為目標，首先通過獲取企業內部數據統計了 SERVAIR MACAU 所服務的其中一條航線在2012 年 2 ～ 4 月份的實際承載人數、配餐數量、航空餐過剩和缺貨情況，然後利用 ARIMA 模型來預測其在 2012 年 4 月份的航空餐需求，并在此需求預測結果的基礎上，利用報童模型給出了該航線在 2012 年 4 月份的航空餐最佳配餐計劃，最後比較了實施報童模型優化策略前後的航空餐利潤，結果表明報童模型優化策略的實施可幫助SERVAIR MACAU 的航空餐利潤上升 19.3%，同時缺貨率下降了 2.8%。本文所得到的研究結果不僅豐富了 ARIMA 模型與報童模型在航空配餐預測及訂購中的應用，同時也為本澳利用報童模型制定航空餐最佳訂購計劃的研究填補了空白。此外，本文的研究方法和結果在實踐上也為 SERVAIR MACAU 根據歷史需求，利用 ARIMA 模型和報童模型制定合理的航空配餐計劃提供了科學的決策支持。致謝本文的研究得到澳門基金會編號為 0249 項目的資助。

22參考文獻[1] Chatwin Richard E. Multiperiod airline overbooking with a single fare class, Operations Research. 1999, 46: 805-819.[2] Charles Wang, and Scott Webster. The loss-averse newsvendor problem. OMEGA, 2009, 37: 93-105.[3] 趙桂紅，馬志剛. 航空公司機上供應品成本控制方案. 中國民用航空，2005，03：41-44.[4] 朱傑. 航空配餐ERP系統的設計與開發. 博士论文，雲南大學，2006.[5] 彭剛. 航空食品供應商管理江蘇航空食品公司供應商管理討論. 博士论文，南京理工大學，2007.[6] Khouja Moutaz. The single-period newsvendor problem: literature review and suggestions for future research. OMEGA, 1999, 27(5): 537-553.[7] Su X, Zhang F. On the value of commitment and availability guarantees when selling to strategic consumers. Management Science, 2009, 55(5): 713-726.[8] Schweitzer M E, Cachon C P. Decision bias in the newsvendor problem with a known demand distribution: experimental evidence. Management Science, 2000, 46(3): 404-420.[9] Wu J, Li J, Wang S, Cheng TCE. Mean-variance analysis of the newsvendor model with stock-out cost. OMEGA, 2009, 37(3): 724-730.[10] 緱程，汪立榮，王刊良. 報童模型及ARMA預測在航空配餐問題中的應用. 運籌與管理，2008，17(2): 109-114.[11] 馬福珍. 需求信息更新的報童模型訂貨策略選擇. 碩士论文，武漢科技大學，2009.[12] 翟致遠. 對於航空收益管理中差別定價及倉位控制策略的最優化研究. 博士论文，中國人民大學，2009.[13] 黃松，楊超，張曦. 考慮客戶戰略行為時報童模型定價與庫存控制. 運籌與管理，2010，19(3): 7-15. 校園活動澳科大畢業典禮展現矚目成就澳門科技大學於6月8日假座澳門科技大學體育館室內運動場舉行2013年度畢業典禮，近1200名本科、碩士及博士畢業生出席。行政長官崔世安先生親臨主禮。劉良校長致辭中說：澳門科技大學自2000年建校以來，一直秉持“意誠格物＂之校訓，經過多年持續不懈的努力，從2011年起，已躋身兩岸四地大學排名百強之列，成為最年輕的百強名校。近年來，大學根據高等教育的國際化發展趨勢，緊貼澳門的人才市場需求，調整並優化課程結構和教學內容。大學亦全面推動學術發展，在中藥質量與創新藥物研究、嫦娥探月數據分析與太空科學研究、澳門社會文化與可持續發展研究、人力資源與博彩旅遊管理研究等領域，形成了學術特色和優勢。大學還大力引進優秀的學術帶頭人和年輕學者，使教研隊伍的水準和實力明顯提升，在國際一流學術期刊發表研究論文和申請國內外發明專利的數量均顯著增加。最近，大學獲得了澳港地區在中醫藥領域的首個國家科學技術進步獎，同學們也在澳門及國內外多種比賽中屢獲佳績。校董會周禮杲主席總結過去十三年，科大在多方面都獲得了長足的進步，得到了社會各界的肯定。他指出在過去一年，大學圓滿完成新舊校長的交替。教學水平逐步提升，教學條件得到改善，如大學為酒店與旅遊管理學院新建了教學餐廳，供相關課程的師生實習使用。在推進國際化方面，大學已與國際上100多個教研機構簽訂了合作協議，開展了多種方式的教學科研合作，已為眾多學生提供了到外國一些大學交流學習的機會。中藥質量研究國家重點實驗室成立兩年來取得了豐碩的成果，劉良校長領導的中醫科研隊伍，由於其卓越的科研成果通過國家層層評比，獲得了2013年國家科技進步獎，這在港澳地區還是第一個獲得中藥研究領域中的國家科技獎。大學在月球與太空研究方面頗多成果，獲得國際同行專家的好評。澳科大經同意將在年內建立中國科學院月球與深空探測重點實驗室的夥伴實驗室。澳門科技大學基金會為大學的發展作出了新的規劃，要為師生提供更好的教學設施和生活環境，已正在籌建一棟十一層高規模較大的的綜合教學大樓，以及一棟十五層高的宿舍大樓，即將開工興建。最後，畢業生代表致辭為是次畢業典禮畫上完滿的句號，典禮在畢業生的歡呼聲中圓滿結束。

23第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響田　青，陳奕奕（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：本研究旨在探討澳門博彩業員工的工作不穩定感及其產生的對組織承諾和偏差行為的影響。通過實證調研發現澳門博彩業員工的這種工作不穩定感會使員工內心倦怠，繼而對組織產生低情感承諾。低組織承諾是導致偏差行為的原因之一。基於社會交換理論，本研究從理論上闡述工作不穩定與偏差行為的關係，並從實踐角度，對澳門博彩組織提出有效的管理指導建議。關鍵詞：澳門博彩；工作不穩定；心理疲惫；情感承諾；職場偏差行為The Impact of Perceived JoA Insecurity on Affective Commitment and Deviant BehaviorQing TIAN, Yiyi CHEN( Macau University of Science and Technology, Faculty of Management and Administration, Macau )AAstractt: This study explored the influences of perceived job insecurity among casino employees on their organizational commitment and deviant behavior. Empirical studies found that job insecurity will lead to employees’ psychological burnout which causes low affective commitment. Low affective commitment is one of the main reasons leads to organizational deviance. Based on social exchange theory, this study contributes to the extant theories and managerial implications. eyyordst: Gaming Industry of Macau; Job Insecurity; Psychological Burnout; Affective Commitment; Workplace Deviant Behavior收稿日期：2012-06-01；修訂日期：2012-12-01。本文得到澳門基金會資助（MF-U/UH/MIAR/TIS-2011-0188）﹡通訊作者：田青，女，博士，副教授，主要研究方向：商業倫理，組織行為。 E-mail:qtian@must.edu.mo, Tel:00853/889722650 引言隨著澳門經濟與博彩業的迅速發展促使行業內部存在激烈的競爭，新型博彩組織不斷融入使整個博彩業對人才的需要量日益增加，但是澳門經濟發展過程中經濟結構和生產技術的急劇轉變帶來一定的勞動力供求錯配，導致失業人員及高的職位空缺這兩種矛盾的現狀長期並存。澳門在 2000 年失業率曾一度高達 7.1%[1]，在政府一系列有效措施下澳門失業問題得到一定的改善，但最近幾年依然維持在 3% 左右 [1]，究其原因从事博彩業工作要求学历较低，许多青年由于不愿继续学习而参加博彩业工作（陳章喜，區楚東，2009）[2]，因教育程度偏低被替代的可能性越大。同时，自 2002 年起外地劳工占澳门总劳动力的比例连年持续上涨[1]，外地劳工的大量涌入对澳门博彩業員工工作稳定带来一定影响。失業等問題的存在使博彩業員工產生工作不穩定感，這種不穩定感主要是指其所遇到的失業威脅以及對就業前景的擔憂（Hartley & Klandermans, 1986[23]; Ashford & Feldman, 1982[4]）。Roskies 和

24Louis-Guerin（1990）[51] 研究了工作不穩定各個層面與心理健康以及組織承諾之間的關係，發現有關未來工作條件的不穩定性比降級及解雇更易影響員工。近些年，大量學者越來越關注工作不穩定所帶來的潛在後果。Probst（2000）[46] 將工作不穩定產生的潛在後果分為三類，即個體結果、社會結果以及與工作相關結果，Sahibzada（2006） [53]則進一步對其潛在後果進行完善。本研究基於以上理论針對博彩業只選取工作不穩定帶來的與工作相關的結果（包括工作態度、組織承諾、職場偏差行為等）以及這些結果可能造成的連帶效應進行研究。以往許多研究結果表明工作不穩定會對員工的心理與生理造成負面影響，致使員工產生焦慮情緒（Jacobson, 1987）[26]，消極的工作態度以及對組織的態度，甚至會做出一些偏差行為（Sverke, et al., 2002）[58]）。這些因果聯繫都可以用社會交換理論來解釋，社會交換理論是指員工根據組織為自己提供的各方面條件對其做出等價交換。而社會交換理論同樣適用於澳門博彩業，當博彩相關工作帶給員工不穩定知覺時，作為交換員工會對組織產生不信任感，回報組織消極工作態度、低組織承諾（Roskies & Louis-Guerin, 1990[51]），甚至會採取缺席、懶散等偏差行為來回應組織帶給其的不穩定感（Gupta & Beehr, 1979）[21]。博彩業作為澳門的獨特產業不同於其他傳統行業，其員工大部分由青年構成，而青年正處於步入社會初期由於社會閱歷不夠豐富、資歷較淺、教育程度偏低等原因，工作職位容易被替代，調節能力相對較差，更容易引起青年員工對失業及未來就業前景的擔憂。博彩業的特性需要員工長時間處在充滿誘惑的工作環境中，因而工作不穩定在給員工帶來內心倦怠的同時，也使員工不再相信組織，不願意為組織犧牲或是做出貢獻，而另一方面內心倦怠本身也會使員工與組織間情感承諾降低。這些負面情緒與消極工作態度的存在使博彩業員工抵禦誘惑與壓力的能力下降，從而做出怠工等一系列職場偏差行為。本文通過回顧文獻發現大部分研究都認為工作不穩定所引發的負面影響較多並且都集中研究工作不穩定帶來的各種效應，而系統的對於其潛在後果之間存在的聯繫與因果關係的研究仍存在空白。本文從工作不穩定角度出發，探討在澳門博彩業中員工由於工作產生的不穩定感對其心理、情緒、組織情感及行為各方面的影響，並研究這些變數之間是否存在中介效應，旨在為澳門博彩業的人才儲備和長遠發展以及有關其工作不穩定的理論與實踐研究提供參考價值。本文研究目標如下：（1）探討澳門博彩業員工的工作不穩定對內心倦怠，情感承諾以及職場偏差行為的影響。（2）探討導致澳門博彩業員工職場偏差行為形成的心理及情感因素。本研究創新之處在基於充分回顧文獻基礎之上，以澳門博彩業為背景，運用實證方法綜合分析工作不穩定後因變數之間存在的關係以及最終結果變數職場偏差行為前因變數之間存在的一系列關係，為今後澳門博彩業研究提供理論依據以及相關的管理啟示。1 理論背景與研究假設1.1 工作不穩定與職場偏差行為Greenhalgh 和 Rosenblatt（1984）[20] 最早給出工作不穩定（Job Insecurity）一個明確的定義，他們認為工作不穩定就是在受到威脅的工作環境中不能維持自己所需要的一種無能力的感覺，工作不穩定反映了組織內有關工作穩定與持續的一個基本的並非員工非自願的變更。Hartley 和Klandermans（1986）[23] 則將工作不穩定視為一種喪失工作價值的認知和看不到未來工作價值的一種情感或反應。但是，面對相同的工作條件與環境，不同的員工之間存在的不穩定感是相異的（Jacobson, 1991）[27]。隨著工作不穩定概念維度的多元化，更多學者認為關於工作不穩定的研究不僅僅只集中在失業的威脅研究，更應該包括對

25田青，等工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響就業條件與機會的擔憂等一些方面的研究（Hartley & Klandermans, 1986[23]；Ashford & Feldman, 1982[4]; Roskies & Louis-Guerin, 1990[51]）。Hellenes等（1999）[21] 對員工工作不穩定感分別給出數量性與品質性的定義，其中，數量性工作不穩定感指員工對於失業的擔心，而品質性工作不穩定感關注的是組織在工作過程中對個體的損害與威脅。Sverke 等（2002）[58] 主要分析了工作不穩定感可能造成的影響，認為工作不穩定對個體具有負面影響，對其個體的生理及心理都不利，同時容易使個體產生消極的工作態度，甚至產生負面的相關工作行為。本研究關於工作不穩定的定義參照Hellgren 等（1999）[24] 提出的，同時考慮數量性與品質性的因素。職場偏差行為（Workplace Deviant Behavior）最早由 Kaplan（1975）[30] 定義為缺乏動機去符合社會規範或者說是具有違反社會規範動機的一種自願性的行為。之後，Robinson 和 Bennett（1995）[48] 進一步將其定義為一種嚴重違反組織正常行為規範的自發性行為。在當今社會中，職場偏差行為已經成為組織中普遍存在且引發巨大的損失的嚴重問題（Bennett & Robinson, 2000）[8]。博彩業中存在的職場偏差行為要比澳門其他服務行業更為嚴重，在 1999 至 2000 兩年中博彩業中存在的偷竊、作弊等行為有三成來自其內部員工（Derek & Douglas, 2001）[15]，因此，博彩業員工偏差行為的原因更為值得關注。職場偏差行為主要是由員工所受到的挫折引發的，而這種挫折表現為現實狀況與員工期望之間的差距（Robinson & Bennett, 1997[49]; Lawrence & Robinson, 2007[33]）。這符合社會交換理論，當組織不能滿足員工的基本需求與期望時，作為交換員工會回饋給組織消極的行為。當員工認為自己所感知的不穩定來源於組織時，往往會指責組織給予他們壓力並對組織採取報復行為，這也與組織互惠概念的消極層面相一致（Gouldner, 1960[19]; Mitchell & Ambrose, 2007[43]）。員工所感受到工作不穩定所帶來的壓力將導致他們做出適得其反的行為（Beehr & Newman, 1978）[7]，因而員工所處的工作狀態與其可能產生的行為之間存在很大的關聯（Feather & Rauter, 2004）[16]。因此，基於社會交換理論以及互惠概念的反向消極層面，博彩業由於行業特殊性更具有工作不穩定特性，員工的期望與現實存在較大差距，所以更容易報復組織，用其偏差行為來應對工作環境所帶來的不穩定感。由此可見，博彩組織的工作不穩定的程度越高，員工產生職場偏差行為的可能性就越大。根據以上理論分析及博彩業的背景，故提出以下假設： ● 假設 1：工作不穩定與職場偏差行為呈顯著正相關關係1.2 工作不穩定與情感承諾組織承諾（Organizational Commitment）的研究開始於 20 世紀 60 年代，Becker（1960）[6]認為組織承諾是一種個人單方面對組織付出心血並全心投入各項工作的意願，因此，組織承諾可以用單邊投入理論來解釋，也就是說當員工對組織的投入不斷增加從而產生不願意離開組織的一種心理現象。之後，各學者對組織承諾概念具有不盡相同的理解，直到 Allen 和Meyer（1990）[3] 提出將組織承諾進一步分為情感承諾（Affective Commitment）、持續承諾（Continuance Commitment）與規範承諾（Normative Commitment）三個維度，對於組織承諾的概念才取得較為一致的認同。情感承諾是員工個體從情感上依附與認同組織，將自身與組織聯繫起來（Sheldon, 1971）[56]，希望能夠長久的留在組織保留組織成員的身份（Meyer & Allen, 1997[42]; Mowday, et al., 1979[44]），但是個體的初衷並不是為了自身利益，而是為了組織利益（Buchnana, 1974）[12]。本研究所涉及的情感承諾概念參照Allen 和 Meyer（1990）[3] 提出的定義，即個體對組織情感上的認同程度以及參加與組織相關的社交程度，其中包括員工自豪感，對價值觀的認同及員工為組織做出犧牲與貢獻的程度等概念。一般認為社會交換理論是形成情感承諾的基

26礎，當組織為個體提供其期望的條件或滿足其需求時，基於交換的原則，員工會選擇相信組織，依賴組織，從而更加積極工作為組織做貢獻，組織的給予與員工對其回應是相同程度的交換關係，所以當組織給予個體工作不穩定知覺時，作為交換員工回應組織負面情緒與消極態度，不再信任組織並與其相關，不願對其做出情感承諾。在社會交換理論基礎上又衍生出員工—組織匹配理論與期望滿足理論也同樣對工作不穩定所帶來的效應做出了解釋。根據員工—組織匹配理論，在社會交換過程中當個體目標和價值觀與其組織的越一致，個體對組織產生情感承諾的程度可能越高，在整個工作過程員工與組織的匹配處於不斷的調整變化中，當組織讓員工產生不穩定知覺基本需求得不到滿足時，使員工不再認同組織及其價值觀，因此對於組織員工會降低其情感承諾，與此相似，根據期望滿足理論，當個體對於組織的期望所獲得的滿足越大，其越有可能對組織產生較高水準的承諾（Becker, 1960）[6]。之後有關職場中工作不穩定的相關實證研究普遍得出了與這些理論相一致的結論，許多學者認為工作不穩定是一種工作過程中潛在的壓力源，對員工的心理健康、工作態度、職場行為等具有負面影響，會產生不同的效應（Ashford & Feldman, 1982[4]; Dekker & Schaufeli, 1995[14]; Klandermans, et al., 1991[32]; Mak & Mueller, 2000[38]），並使個體對組織的情感承諾降低，即工作不穩定與情感承諾呈負向關係（Brockner, 1988[11]; Sverke, et al., 2002[58]）。因此，根據社會交換理論、員工—組織匹配理論以及期望滿足理論，當博彩業員工感到工作不穩定，即需求得不到滿足時，員工選擇不再認同組織及其價值觀，個體將對組織作出負面回報以應對組織帶給其的消極影響，因此，博彩組織工作不穩定程度越高，員工對組織產生的情感承諾就越低。根據以上理論分析，針對博彩業實際背景我們提出以下假設： ● 假設 2：工作不穩定與情感承諾呈顯著負相關關係1.3 內心倦怠的中介作用內心倦怠（Burnout）是工作倦怠的一種主要的情緒表現。而對於工作倦怠的定義眾多學者持不同意見。Freudenberger（1974）[18] 認為工作倦怠是因為超出個體能力的工作要求而導致員工在工作上無能為力從而情緒衰竭的一種狀態。Maslach和 Jackson（1981）[40] 對工作倦怠進行了操作定義，將其分為情緒衰竭（emotional exhaustion）、人格解體（depersonalization）與個人成就感喪失（diminished personal accomplishment）。Brill（1984）[9] 則將其定義為一種非病理的個體由於工作所產生機能失調的狀態。Lee 和 Ashforth（1993）[35] 把工作倦怠視為一種對於工作壓力的反映，並發現這種狀態多發生於服務業工作人員中。在眾多工作倦怠的相關概念中 Maslach 和Jackson（1981）[40] 對工作倦怠所劃分的三個維度受到最為廣泛的應用。早期有關工作倦怠的相關研究關注的大部分是服務業人員的情緒倦怠，Maslach 等（2001）[41] 開始關於更多的行業並在其以往的維度上做了一定的修正，將工作倦怠重新闡釋為衰竭（exhaustion）、工作疏離（cynicism）和無效能感（inefficacy）三個維度。本文研究對象是澳門博彩業，對於此服務業依然更多的關注員工情緒上的倦怠，由於博彩業服務人員要承受巨大的工作量與工作壓力，基於此獨有特徵本研究只選取工作倦怠中衰竭這一維度並沿用 Maslach等（2001）[41] 所提出的定義，即個體身心交瘁，沒有精力，過度透支等，重點關注的是博彩業員工內心倦怠程度。處於工作不穩定環境下的員工普遍具有高度的焦慮情緒（Jacobson, 1987）[26]，由社會交換理論與期望滿足理論展開進一步討論，博彩業員工工作不穩定的知覺會帶給員工負面情緒（Kivimaki, et al., 2000）[31]，作為交換員工喪失工作熱情與組織認同，而同樣給組織負面的回報，即低情感承諾（Leiter & Maslach, 1988）[37]。轉而言之，員工工作不穩定感實際上是自身需求得不到滿足產生的知覺，從而產生內心倦怠（Jacobson, 1987）[26]，

27田青，等工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響最終導致低水準的情感承諾（Becker, 1960） [6]。一些學者還認為壓力理論可以較好解釋工作不穩定及其後果，他們認為工作不穩定會對員工生活與工作都產生很大的壓力，所帶來的焦慮程度更甚於失業所帶來的擔憂（Lazarus & Folkman, 1984[34]; Jacobson,1991[27]）。Leiter 和 Maslach（1988）[37]發現如果員工在工作過程中內心倦怠，將會降低對工作的熱情與組織認同，即高內心倦怠與低情感承諾相關。博彩業作為澳門支柱產業，若員工內心倦怠必定會影響其工作熱情，對組織發展及顧客喪失熱情，從而導致情感承諾降低。許多實證研究也驗證了內心倦怠與情感承諾之間存在負相關關係（Jackson, et al., 1987[25]; Sethi, et al., 1999[54]）。因此，根據社會交換理論與期望滿足理論以及眾多研究結果，可以推斷當博彩組織帶給員工不穩定知覺時，員工個體首先產生內心倦怠，繼而導致對組織的失望而不願對其做出情感承諾。基於以上的理論背景，故提出以下假設： ● 假設 3：工作不穩定通過內心倦怠的中介作用與情感承諾呈負相關關係1.4 內心倦怠與職場偏差行為之間的關係在職場偏差行為相關研究中，導致職場偏差行為的主要因素主要來源於組織背景因素、環境因素以及個體因素等等（Neuman & Beron, 1998）[45]，而本研究重點關注導致職場偏差行為的個體因素，例如工作不公平感知、工作不滿意或者為了尋求刺激等負面情緒與態度（Robinson & Bennett, 1997[49]; Robinson & Greenberg, 1999[50]）。除了之前分析的工作不穩定感對職場偏差行為的直接影響外，由工作不穩定導致的心理方面的影響，例如焦慮、抑鬱及倦怠（Roskies, Louis-Guerin, & Fournier, 1993）[52] 也會導致員工的偏差行為。關於博彩業職場偏差行為前因變數的研究，我們可以用一致性理論（Fishbein & Ajzen, 1975）[17]進行解釋。一致性理論認為個體的行為由其情緒與態度所指引並具有一致性，即正面的情緒與態度導致積極行為的產生，反而言之，消極的情緒與態度導致負面行為的產生。例如，當員工厭惡自己工作所處的不穩定環境的同時，也會產生消極抵抗的情緒，從而導致其產生偏差行為（Gupta & Beehr, 1979）[21]。Shaffer 和 Hall（2002）[55] 指出由於與博彩業的廣泛接觸導致博彩業從業人員在一定程度上具有較高的心理問題，因而更容易導致偏差行為的產生。因此，博彩組織中存在的工作不穩定使員工產生內心倦怠等一些負面情緒，基於一致性理論，我們可以推斷當內心倦怠等負面情緒越強，員工做出職場越軌行為的可能性就越大。基於以上理論分析以及澳門博彩業背景故提出以下假設： ● 假設 4：內心倦怠與職場偏差行為呈顯著正相關關係1.5 情感承諾的中介作用內心倦怠與情感承諾都是涉及有關個體情感概念的變數。內心倦怠反應了工作倦怠中的壓力維度，指個體感到自身心力憔悴，缺乏精力，過度疲勞的一種精神狀態（Maslach, et al., 2001）[41]；情感承諾則是指個體對組織做出有關情感承諾，包括個體自豪感，甘願為組織做貢獻等（Hellgren,et al., 1999）[24]。根據資源保存理論可知，當員工的基本需求不能得到滿足，他們就缺少了為組織付出的資源從而不努力工作（Halbesleben& Buckley, 2004[22]; Janssen, et al., 2004[28]），所以當工作中員工處於內心倦怠狀態時，他們需要並保留更多的情感因素以緩解自身的倦怠狀態，沒有更多為組織付出的情感，因此員工的內心倦怠導致對組織的低情感承諾。大部分學者發現工作內心倦怠與情感承諾呈現顯著負相關關係，內心倦怠將使員工具有低情感承諾（Maslach, et al., 1996[39]; Lee & Ashforth, 1996[36]），即內心倦怠對情感承諾具有負向影響（Sethi,et al, 1999）[54]。眾多學者一直都在研究情感承諾的後因變數，研究發現情感承諾在一定程度上與員工留職意願、缺席狀況，怠工狀況，工作績效等相關聯（Steers, 1977[57]; Burton, et al., 1982[13]），但有些學者也提出情感承諾與這些結果並不明顯相關性（Randall, et al., 1990[47]）。

28博彩業員工內心倦怠與偏差行為之間存在的各種聯繫也可以用資源保存理論來解釋。當博彩業員工對於組織不穩定的工作狀態產生內心倦怠時，他們需要自己更多的精神資源來滿足自身的需要而缺少了為組織付出的動力與精神資源，所以員工與組織的情感承諾降低，根據一致性理論，負面的情緒與態度最終導致偏差行為的產生。實際上，大量的研究已經充分表明，內心倦怠的員工由於不滿意工作現狀便對組織做出較低的情感承諾，同時萌生進行偏差行為的意圖（Babakus, et al., 1999[5]; Jaramillo, et al., 2006[29]）。同時由於博彩業員工工作時間較長，如果基本需求得不到相應的滿足更容易產生內心倦怠，那麼相應的會對組織做出低情感承諾，加之所處環境的誘惑，更容易產生偏差的意向並付之於行動。因此，基於以上理論背景與澳門博彩業現狀提出以下假設： ● 假設 5：內心倦怠通過情感承諾的中介作用與職場偏差行為呈負相關關係1.6 研究架構本研究旨在探討澳門博彩業存在的工作不穩定對員工個體產生的影響以及員工職場偏差行為的誘導因素，即探討工作不穩定、內心倦怠、情感承諾、職場偏差行為這四個變數之間存在的相關關係並驗證他們之間是否存在有仲介效應。根據以上理論推導及文獻回顧所提出的假設組成研究的基本架構：第一，工作不穩定直接影響員工的職場偏差行為與情感承諾，內心倦怠直接影響員工的職場偏差行為；第二，工作不穩定通過內心倦怠影響情感承諾；第三，內心倦怠通過情感承諾影響職場偏差行為。2 研究方法本研究主要採用問卷調查的分析方法檢驗研究假設並獲取研究結論。2.1 樣本選取與抽樣方式由於本研究目的是探求澳門博彩業員工偏差行為的機制模型，因此研究主要選取澳門本地十大賭場及相關娛樂產業的員工為樣本，並採用主管與員工相匹配的方式進行調研。基本調研流程如下：研究之初我們首先與各企業人力資源部門主管取得聯繫並告知其研究目的，同時在相關問卷中均附有研究的相關說明以及確保問卷保密性的保證。之後，我們在獲得主管同意後派專門的研究小組負責調研。研究調查小組由 10 名 MBA學生組成，負責發放問卷工作。每組主管與員工匹配的問卷都以代號命名，確保主管問卷與員工問卷的匹配。主管問卷與員工問卷均單獨發放，小組成員確保每份問卷在完成時都放於信封，保證每份問卷內容的保密性。整個調研過程始終遵循此種保密方式對研究樣本發放問卷，總計發放 160 組主管與員工匹配的調查問卷，每組問卷中一個主管負責評判四個員工，共回收主管問卷 152 份，員工問卷 610 份，刪除無效或填答未完全問卷並按照主管與員工完全匹配的原則，回收的有效問卷總計 125 組，其中，主管問卷 125 份，員工問卷共計 500 份，主管問卷與員工問卷的有效回收率均為 78.1%, 問卷調研在 2011 年開始並於同年完成。2.2 問卷設計與測量調查問卷分別由主管問卷與員工問卷構成，一份主管問卷與其四份下屬員工問卷相匹配。其中員工問卷包括工作不穩定、內心倦怠、情感承諾三個部分，由員工填寫；主管問卷主要針對員工的職場偏差行為進行評判，由員工對應的主管填寫。調研過程中，問卷以中文形式發放，由於問卷初始量表來自于英文文獻，因此為確保中文表述的準確性，研究採用慣用的回譯法（Brislin, 1980）[10] 將英文量表翻譯成中文再將中文譯回英文對比。同時，還選取了 20 名主管及對應的 50名員工為研究對象進行初步小規模檢驗以評估中文量表的準確性與可行性。2.2.1 工作不穩定量表此量表屬於員工問卷部分，根據 Hellgren 等（1999）[24] 測量工作不穩定的相關維度量表製作的。專案評分採用 5 點評分法，以選擇方式勾選“非常不同意”、“不同意”、“不反對也不同

29田青，等工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響意”、“同意”、“非常同意”五個答案，依次給予 1 分、2 分、3 分、4 分及 5 分。分數越高，表明員工對其工作具有的不穩定感越強。實際測量的 Cronbach's Alpha 係數為 0.79，顯示有關博彩業員工工作不穩定量表是有效可信的。2.2.2 內心倦怠量表此量表屬於員工問卷部分，根據 Maslach 和Jackson（1981）[40] 測量內心倦怠因素的量表製作的。專案評分採用 5 點評分法，以選擇方式勾選“非常不同意”、“不同意”、“不反對也不同意”、“同意”、“非常同意”五個答案，依次給予 1 分、2 分、3 分、4 分及 5 分。分數越高，表明員工具有的內心倦怠程度越高。實際測量的 Cronbach's Alpha 係數為 0.84，表明測量內心倦怠量表顯示出內部一致性具有較高的信度。2.2.3 情感承諾量表此量表屬於員工問卷部分，採用 Meyer 和Allen（1997）[42] 開發的 8 個專案量表來測量工作場所的情感承諾。專案評分採用 5 點評分法，以選擇方式勾選“非常不同意”、“不同意”、“不反對也不同意”、“同意”、“非常同意”五個答案，依次給予 1 分、2 分、3 分、4 分及 5 分。分數越高，表明公司給予員工的情感承諾越多。實際測量的 Cronbach's Alpha 係數為 0.70，說明博彩業情感承諾量表內部一致性有一定的信度。2.2.4 職場偏差行為量表此量表屬於主管問卷部分，參考 Bennett 和Robinson（2000）[8] 有關人際關係與組織上職場偏差量表的基礎上修訂編制了有關澳門博彩業職場偏差行為量表。依舊採用 5 點評分法，以選擇方式勾選“從不”、“很少”、“有時”、“通常”、“很頻繁”五個答案，依次給予 1 分、2 分、3 分、4 分及 5 分。分數越高，表明員工的產生職場偏差行為的頻率越高。實際測量的 Cronbach's Alpha 係數為 0.82，顯示博彩業員工的職場偏差行為量表的內部一致性具有相當高的信度。2.3 分析方法與結果本研究採用 SPSS 19.0 版統計軟體作為主要資料分析工具，研究方法包括描述性統計分析以及回歸分析等。2.3.1 描述性統計分析本研究針對有效回收的 125 份主管問卷及 500份員工問卷中的基本資料進行分析，以便瞭解澳門博彩業員工的結構，內容包括問卷填答者的性別、年齡、教育程度、工作性質、在公司的年限、每天工作時間以及工作類型七個題項。表1 受訪者特徵分佈特徵特徵分佈人數百分比性別男 234 46.8%女 266 53.2%年齡20歲以下 21 4.2%20～30歲 333 66.6%30～40歲 29 5.8%41歲以上 117 23.4%教育程度高中及以下 225 45.0%大專 100 20.0%學士 173 34.6%碩士及以上 2 0.4%工作性質全職 446 89.2%兼職 53 10.8%工作年限不到1年 80 16.0%1～2年 184 36.8%3～4年 174 34.8%5～6年 49 9.8%6年以上 13 2.6%工作時間/天8小時以下 49 9.8%8～10小時 429 85.8%11～12小時 18 3.6%12小時以上 4 0.8%工作類型荷官 144 28.8%帳房 40 8.0%財務 48 9.6%現金投注 99 19.8%行銷 23 4.6%其他 146 29.2%樣本中男性和女性的比例分別為 46.8% 和53.2%，被調查對象性別分佈均勻；年齡主要集中在 20 ～ 30 歲，占樣本總數的 66.6%，而 20 歲以上的受訪者占總樣本的 95.8%；教育程度主要集中在高中及以下與學士，分別為 45% 與 34.6%；受訪者中全職員工占 89.2%，在衡量博彩業員工

30整體狀況時具有一定的代表性；總樣本中在公司工作年 4 年以下的居多，占總比例的 87.6%，其中具有 1 年以下、1 ～ 2 年、2 ～ 3 年工作年限員工分別占總樣本的 16.0%、36.8%、34.8%；員工每天的工作時間主要集中在 8 ～ 10 個小時，占總比例的 85.8%；研究樣本選取賭場員工的工作類型主要涉及荷官、帳房、財務、先進投注、行銷及其他，所占樣本比例分別為 28.8%、8.0%、9.6%、19.8%、 4.6%、29.2%。見表 1。2.3.2 相關分析本研究在判定變數因果關係之前，首先對各個變數進行 Person 相關分析，用來檢驗兩個變數之間是否存在相關性及其相關性方向與強度。具體分析結果見表 2。結果顯示在與澳門博彩業員工相關的四個研究變數中，賭場員工的不穩定感、內心倦怠、情感承諾以及職場偏差行為各變數兩兩之間顯著相關，其中，工作不穩定與職場偏差行為呈顯著正相關關係，這與研究提出的假設 1 相符，也驗證了之前一些學者的結論（Feather & Rauter, 2004[16]; Gouldner, 1960[19]; Mitchell & Ambrose, 2007[43]）。工作不穩定和內心倦怠這兩個變數都與情感承諾呈顯著負相關關係，這與研究提出的假設 2 相符，與大多數學者研究結果一致（Brockner, 1988 [11]; Roskies & Louis-Guerin, 1990[51]; Sverke, et al., 2002 [58]），同時也與眾多學者研究的內心倦怠與情感承諾呈負向關係（Maslach, et al., 1996[39]; Lee & Ashforth, 1996[36]; Sethi, et al, 1999[54]）的結果一致。研究結果還表明內心倦怠、情感承諾和職場偏差行為這三個變數兩兩之間呈顯著正相關關係，這就驗證了假設 3 內心倦怠與職場偏差行為呈正向關係，與 Gupta & Beehr（1979）[21]，Shaffer 表2：各變數之間的相關性分析變數 Mean S.D α 1 2 3 4 5 61年齡 24.04 5.87 -- 12教育程度 13.79 2.25 -- -0.13** 13工作不穩定 2.65 0.67 0.79 -0.22** -0.14** 14內心倦怠 2.98 0.68 0.84 -0.22** -0.05 0.65** 15情感承諾 3.06 0.56 0.70 0.23** 0.10* -0.69** -0.61** 16偏差行為 1.77 0.51 0.84 -0.21** -0.15** 0.30** 0.15** -0.21** 1 注：N=500 *P<0.05 **P<0.01 **P<0.001；教育年限12年=高中，15年=大專，16年=本科，19年以上=碩士以上表3：內心倦怠與情感承諾分別作為中介變數的回歸分析Model 1偏差行为Model 2情感承諾Model 3內心倦怠Model 4情感承諾Model 5偏差行為Model 6情感承諾Model 7偏差行為控制變數：年齡 -0.17*** 0.08* -0.07* 0.06 -0.21*** 0.11** -0.19***教育程度 -0.14*** 0.02 0.03 0.03 -0.17*** 0.09* -0.16***工作不穩定 0.24*** -0.67*** 0.64*** -0.49*** -- -- --內心倦怠 -- -- -- -0.28*** 0.10* -0.59*** 0.02情感承諾 -- -- -- -- -- -- -0.14*R2 0.13*** 0.48*** 0.43*** 0.53*** 0.08* 0.39*** 0.09**△R2 0.06*** 0.42*** 0.38*** 0.46*** 0.01* 0.32*** 0.02**△F 31.31*** 397.43*** 331.15*** 239.26*** 4.82* 263.95*** 5.68** 注：N=500 *P<0.05 **P<0.01 ***P<0.001 Model 2&5: Y=a1+a2*X Model 3&6: Me=b1+b2*X Model 4&7: Y=c1+c2*Me+c3*X

31田青，等工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響& Hall（2002）[55] 等學者的研究結果相一致，同時，情感承諾變數也與職場偏差行為呈顯著負相關關係（Babakus, et al., 1999[5]; Jaramillo, et al., 2006[29]）。2.3.3 多元回歸分析在完成初步的相關分析之後，為了進一步驗證各變數之間關係的方向性以及因果關係，並檢測各變數是否存在中介或調節關係，因此，本研究將採用多元回歸的分析方法檢驗變數之間的因果關係，分析澳門博彩業員工由於工作不穩定而導致其職場偏差行為的過程中是否存在中介變數。基於本研究的理論分析與澳門博彩業的背景，可以初步推斷員工工作不穩定知覺會導致其內心倦怠，從而使員工對組織產生低情感承諾，因此，內心倦怠在工作不穩定與情感承諾中有一定的中介作用。而內心倦怠造成低情感承諾，可能誘發員工做出一系列的偏差行為，我們假設情感承諾在內心倦怠與職場偏差行為之間具有中介作用。1) 工作不穩定與職場偏差行為、情感承諾以及內心倦怠與偏差行為相關分析在初步相關分析之後可以基本得出工作不穩定與職場偏差行為、情感承諾之間以及內心倦怠與偏差行為之間存在的顯著性，我們在這裡通過回歸分析進一步驗證假設的因果關係及方向性。由表 3 模型 1 的標準化係數（β=0.24，P<0.001）來判斷假設 1，可以看出工作不穩定與職場偏差行為呈顯著負相關關係，假設 1 成立；再由模型2 的標準化係數（β=-0.67，P<0.001）來判斷假設 2，可以看出工作不穩定與情感承諾呈顯著負相關關係，假設 2 成立；再由模型 5 的標準化係數（β=0.10，P<0.05）來判斷假設 4，可以看出內心倦怠與職場偏差行為呈顯著正相關關係，假設 4成立。2) 內心倦怠與情感承諾的中介作用回歸分析研究結果如表 3 所示，模型 2、模型 3 與模型 4 均成立，模型 4 的 F 值為 137.377***，P 值為 0.000，模型回歸結果顯著（△ R2=0.53***），由此可知，內心倦怠在工作不穩定與情感承諾之間起到部分中介作用，假設 3 得到驗證，研究結果與社會交換理論與期望滿足理論一致。模型 5、模型 6 與模型 7 也均成立，模型 7 的 F 值為 12.835***，P 值為 0.000，模型回歸結果顯著（△ R2=0.02**），結果表明，當情感承諾作為中介變數進入對職場偏差行為的回歸時，使得內心倦怠對職場偏差行為的作用消失，但是中介作用仍然顯著，因此，情感承諾變數在內心倦怠與職場偏差行為之間起到完全中介作用，假設 5 得到了充分的驗證，同時也與資源保存等理論相符。3 討論3.1 實證結果分析從澳門博彩業相關的實證研究結果可以看出，有關博彩業員工工作不穩定導致的結果與以往學者所得出的結果基本相符，但是由於澳門博彩業的特殊性，又異於其他研究結果。一方面，工作不穩定使博彩業員工心理具有不穩定感，而這種不穩定感與其情感承諾呈顯著負相關關係，也就是說工作不穩定導致內心倦怠、心力憔悴等情緒的產生，會使員工對服務的組織承諾度有所減少。基於社會交換理論，員工工作不穩定感知，引發其內心倦怠，作為交換的結果，員工會據此產生相應的低情感承諾。另一方面，博彩業作為獨特的旅遊業一直頗具爭議，其員工在特定的環境中有可能會遇到較多的物質誘惑，因此，本研究關注的最終結果將是員工的偏差行為。研究結果表明如果員工感知到工作環境不穩定時，他們將會產生一系列的偏差行為，同時員工內心倦怠與偏差行為呈現顯著的正向關係，即當員工處於內心倦怠狀態時，除了導致低情感承諾外，還有可能導致員工的職場偏差行為。不同於以往研究，本研究發現情感承諾在內心倦怠與偏差行為的關係中起到了完全仲介的作用，也即當博彩業員工處於內心倦怠狀態的時，會對組織產生較低的情感承諾，而低情感承諾會誘發員工偏差行為的產生。情感承諾在內心倦怠與職場偏差行為之間起到重要的連接作用，是將員工內心倦怠轉化為偏差行

32為的重要變數。3.2 理論貢獻與現實意義3.2.1 理論貢獻與以往相關理論研究相比，本研究的進展主要體現在三個方面：首先，通過文獻回歸發現基於澳門博彩業員工工作不穩定的研究基本上是一個空白，在澳門政府越來越關注員工的今天提供了相應的理論依據，具有一定的研究價值；其次，以往大量研究集中在研究工作不穩定與其他變數兩者之間的關係，而本研究在之前研究的基礎上構建了有關澳門博彩業工作不穩定與情感承諾的關係模型，其中包括內心倦怠的中介效應，進一步驗證了工作不穩定後因結果變數之間更深層的關係；最後，本研究將與博彩業相關的員工偏差行為作為最終結果變數，與之前研究不同，本研究構建了有關博彩業職場偏差行為前因變數的關係模型，還探討了偏差行為前因變數情感承諾所起到的中介效應，基於以往只關注偏差行為單個前因變數的研究更進一步解釋了偏差行為前因變數之間的關係，為之後更深入的研究提供理論支援。3.2.2 現實意義本研究在提供一定的理論研究價值的基礎上引發對澳門博彩業員工及其工作不穩定、偏差行為等的關注，因此研究也同樣具有一定的現實意義：對員工來說，獲悉工作中負面情緒的來源，能夠提高自身抵禦能力，以更平和的心態爭取與組織進行積極溝通，從而控制自身行為，降低偏差行為的產生；此外，瞭解到工作中不穩定因素的存在可以引發其對未來工作的思考，減少工作中負面因素對工作與生活的影響。對組織來說，有助於博彩組織積極實現人性化管理，塑造和諧的企業文化，營造一種相對穩定的工作氛圍，為組織建立長期的人才開發和培訓制度、讓員工對自己的職業有預期的前景和展望，以便為組織留住人才，讓員工安心工作。綜上所述，對於澳門博彩業工作不穩定的研究，不僅豐富了工作不穩定相關的理論研究，而且引起員工、組織與社會直視博彩組織工作不穩定存在的負面影響，具有較強的實踐價值。3.3 博彩業未來管理的啟示澳門博彩業不同于其他傳統行業，員工主要由青年組成，而青年由於剛涉入社會、經驗不足以及受教育程度低等原因，工作不穩定更容易使其產生壓力及各種消極情緒，因此工作不穩定是壓力的重要來源之一（Ashford & Feldmanm,1982[4];Klandermans, et al., 1991[32]; Mak & Mueller, 2000[38]）。對於澳門博彩組織而言，勢必為降低組織內員工工作不穩定知覺採取相應的措施：首先，博彩組織要構建科學與適時的戰略性人力資源計劃，避免組織人員過多而進行的大幅度裁員導致的員工工作不穩定感。大幅度的裁員不僅不能達到預期的盈利計劃，反而會引發嚴重的負面效應。其次，為員工提供培訓機會。由於，博彩組織員工大多數來自年輕人，學習與接收能力相對較快，通過培訓能提高員工的綜合素質並增強員工的企業責任感與歸屬感，對組織而言培訓可以發揮員工的增值性，為組織創造更多的效益。再次，適時對員工進行激勵。博彩組織中的員工同樣需要組織對其的肯定，如果組織對員工出色的工作表示認可更能激發員工努力工作的鬥志，反之，如果當員工處於低落狀態時組織對其進行鼓勵，可以緩解員工消極情緒，增強其對組織的信任感。最後，博彩組織瞭解與員工不穩定知覺存在的實際情況，據此積極開展員工援助劃，關心員工的身心健康、福利等，消除並降低員工的工作穩定感並減少負面情緒及偏差行為產生，從而提高員工士氣，建立和諧的組織氣氛與組織文化，保障員工與組織共同健康成長。綜上所述，不難發現對於博彩組織當務之急是要瞭解員工各方面的需求，特別是要關注精神層面上的需求，在博彩業中員工只有具有較高的

33田青，等工作不穩定感對組織的情感承諾和偏差行為的影響勝任感並選擇相信組織，才能更大程度避免其偏差行為的產生。但是由於澳門博彩業中各組織經營方式、組織規模及理念存在很大的差異，因而不同博彩組織中的員工需求與內心變化存在很大差異性，在政府大力支持整個博彩業發展的同時，組織要根據自身實際情況制定切實的人力管理計劃，培養人才，留住人才，為今後進一步發展儲備資源。參考文獻[1] 澳門統計暨調查局.2010年統計年鑒.按性別及職業之統計就業人口. [EB/OL] http://www.dsec.gov.mo/Statistic.aspx[2] 陳章喜，區楚東. 賭權開放對澳門博彩旅遊業經濟效率影響的動態分析. 旅遊學刊, 2009, 24(10): 19-25.[3] Allen, N.J., Meyer, J.P. The measurement and antecedents of affective，continuance and normative commitment to the organization. Journal of Occupational Psychology, 1990, 63: 1-18.[4] Ashford,H.J.,Feldman, D.C. A multivariate analysis of the determinants of job turnover. Journal of Applied Psychology, 1982, 67: 350-360.[5] Babakus, E., Cravens, D.W., Johnston, M., et al. The role of emotional exhaustion in sales force attitude and behavior relationships. Journal of the Academy of Marketing Science, 1999, 27(1): 58-70.[6] Becker, H.S. Notes on the concept of commitment. American Journal of Sociology, 1960, 66: 32-42.[7] Beehr, J., Newman, J. E. 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35第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析宋　宇，李　茜（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：本文利用Malmquist-Luenberger（ML）指數測度1997至2010年中國各地區建築業環境生產率的增長情況。我們發現行業生產率總體呈現增長趨勢，技術進步是生產率增長的主要動力。在研究的四個地區中，東部地區的效率規模表現得最好，而東北部地區的平均生產率最高。當我們考慮固體廢物時，建築業的年均生產率增長率為5.38%；如果忽略固體廢物的產生，行業的年均增長率則為5.65%。關鍵詞： “壞＂產出；資料包絡分析；全要素生產率；Malmquist-Luenberger 指數；建築業Environmental Productivity Groyth in the Chinese Construction Industryt: Based on the Malmquist-LuenAerger IndexYu SONG, Qian LI( Macau University of Science and Technology, Faculty of Management and Administration, Macau, China )AAstractt: This paper employs the Malmquist-Luenberger Index to measure the environmental productivity of the construction industry in China over 1997 to 2010. The index shows that mainly benefit from the technical progress, there is a continuous improvement except for a reduction from 2001 to 2002. The northeast region performs the best in productivity, and the east region performs the best in scale efficiency among the four regions in China. Accounting for solid wastes produced, the average annual environmental productivity growth is 5.38%, whereas it is 5.65% when solid wastes produced are ignored.eyyordst: Bad Output; Data Envelop Analysis; Total Factor Productivity; Malmquist-Luenberger Index; Construction Industry收稿日期：2013-01-24；修訂日期：2013-02-25。本文受澳門基金會專案No.0240資助。通訊作者：宋宇，男，博士，澳門科技大學行政管理學院副教授。主要研究方向：房地產經濟學。 E-mail:ysong@must.edu.mo，電話：853-889723500 引言在建築業生產率測度方面，已經有許多研究者提供了相關的模型與方法。比如，Sumardi 和 Anaman（2004）採用隨機邊界生產函數分析模型度量汶萊建築業的效率，並分析了影響行業勞動需求的因素。Zhi, Hua 等（2003）利用 Jorgensen模型研究 1984 至 1998 年新加坡建築業的全要素生產率。近幾年來，Malmquist 指數模型被廣泛使用於研究建築業的全要素生產率（Xue, Shen et al. 2008; Li and Liu 2010）。利用這一模型，研究者可以進一步探究推動全要素生產率的動力。

36然而，傳統的模型忽視了“ 壞 ” 產出（undesirable output）在生產率分析中的影響，因而對生產率的評價存在偏差。所謂“壞”產出，即整個產出中不理想的部分。比如，在建築業中，固體廢物就是“壞”產出的一個例子。Kaneko 和 Managi（2004）表明環境因素對更新生產率的成本和降低污染活動有著重要的影響。“壞”產出會對經濟產生負面的影響，並且為了減少或是重新利用這些“壞”產出，必須耗費更多的成本。因此，本文在測定建築業生產率時將考慮環境污染的影響。中國作為工業大國，長期以來依靠“高投入，高消耗，低效率”的粗放型方式進行發展，為此付出了巨大的資源和環境代價。隨著中國經濟的快速發展，建築業對環境造成的污染不可忽略。圖 1 分別顯示了 1997 至 2010 年，國民生產總值（GDP），建築業的產值在 GDP 的比值以及建築業產生固體廢物的增長率。在建築業高速發展（11.2%）的同時，建築業產生的固體廢物也在高速增長（12.3%），這意味著探究中國建築業在環境約束下的生產率水準是極其有必要和意義的。為了填補早期研究的不足，本文運用在Malmquist 指數基礎上改進的模型，即 Malmquist-Luenberger（ML）指數模型分析中國建築業 1997至 2010 年的環境生產率。本文餘下的安排是：第二部分簡述理論基礎的發展，第三部分闡述研究所用的方法，第四部分描述本文所用的資料以及變數，第五部分實證分析生產率增長的因素，最後一個部分總結全文。本研究將為政府及行業的宏觀戰略決策提供理論及資料支援。1 文獻綜述資料包絡分析（Data Envelop Analysis ,DEA）是一種非參數的分析方法， Malmquist 指數以DEA 為基礎，可以同時利用多個投入和產出評價一段時間內一個決策單位生產率的相對變化。該模型最初源於 Malmquist（1953）的一篇開創性論文和 Shephard（1970）的二元理論。為了簡化模型，Caves, Christensen 等（1982）將 Malmquist指數描述成兩個距離函數的比值，這雖然使得模型更容易理解，但計算程式卻十分複雜。Färe 和Grosskopf（1994）運用非參數邊界的方法簡化了計算的過程，他們還進一步地鬆弛了模型關於技術效率的假設。在此之後，許多研究者開始採用Malmquist 模型研究單個行業或是整個經濟體的生產率狀況。例如，農作物業（Armagan, Ozden et al. 2010），航空業（Barbot, Costa et al. 2008），OECD 國家（Margaritis, Fare et al. 2007），房地產信託基金（Topuz, Darrat et al. 2005）等等。同時，資料來源：《中國統計年鑒》和《中國建築業統計年鑒》圖1 中國GDP、建築業產量以及建築業產生固體廢物的增長率（1997～2010年）

37宋宇，等環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析Malmquist 指數模型也在測量建築業的效率方面得到運用。例如，Li 和 Liu（2010）利用該模型反映澳大利亞建築業 1990 至 2007 年的全要素生產率，Xue, Shen 等（2008）採用 Malmquist 指數的方法評價了中國建築業 1997 至 2003 年的全要素生產率。然而，好產出與“壞”產出通常是共同產生的（Chung, Färe et al. 1997; Sumardi and Anaman 2004），上述傳統的方法忽視了“壞”產出，因而有可能對生產率測量的結果產生偏差。為了解決這一問題，Luenberger（1995）提出了效益方程，該方程使得代表投入與產出的變數具有方向性， Chung, Färe 等（1997）引入產出導向的ML 指數，並且將其拆分成技術變化與效率變化兩個因數。近年來，運用 ML 指數模型實證分析考慮“壞”產出的全要素生產力的研究逐漸增多。柯孔林和馮宗憲（2008）引入不良貸款和資本要素，利用 ML 指數分析了中國銀行業全要素生產率跨期動態變化，結果證明 2000 至 2005 年中國銀行業生產率的平均增長率為 4.8%，不考慮不良貸款則會高估中國銀行業生產率增長。Managi 和 Kaneko（2006）以中國各省為單位進行生產率的實證分析，發現雖然 1987 至 2001 年生產率水準相對保持不變，但中國環境管制的情況在惡化。Piot-Lepetit 和 Moing（2004）運用 ML 指數研究在推出降低水中氮的排放量這一政策後，法國養豬業生產率的改變。他們發現管制對養豬業的效率產生了積極的影響。Färe, Grosskopf 等（2001）探索了 1974至 1984年美國各州製造業的生產率，研究表明不考慮空氣污染會低估製造業的生產率，考慮空氣污染的生產率比不考慮污染的生產率高出 1.9%。但在測度建築業全要素生產率時，沒有研究關注污染排放對生產率的影響，單純的考慮市場性的“好”產出的增加，例如建築業增加值等，並沒有考慮非市場性的“壞”產出的增加或減少，這會對測量結果產生偏差。因此，研究在環境約束下的建築業生產率是十分重要的。2 研究方法本文利用非參數的方法，試圖構建中國建築業的生產前沿面，基本思路是利用包絡所有的樣本點來估計環境生產前沿面，進而利用方向距離函數計算建築業的生產效率與增長。2.1 生產可能性集合假設建築業的生產技術輸入 J 種投入可以輸出M 種“好”產出和 N 種“壞”產出。在本文中，投入用表示，“好”產出和“壞”產出則分別用和表示。那麼，投入和產出的關係用一個集合表示，則為：能生產（1）根據 Färe, Grosskopf 等（2001）提出的相關理論，我們假設在 t（t =1, 2, …T）時期內，投入和產出個有 k（k =1, 2, … K）個觀察值，即，那麼滿足上述條件的生產可能集合 P（x）就可以擴展成Pt(x t)，這個集合可以定義為：（2）在這個集合中，為了確保產出的零結合性，全部的的總和為 1。2.2 Malmquist-Luenberger指數和規模效率方向距離函數是 Malmquist-Luenberger 指數的基石，利用距離函數可以度量相對於生產邊界線的技術效率（TE）。面向投入的技術效率測定的是在不改變產出數量的情況下減少投入數量的比例，而面向產出的技術效率則是在保持投入數量不變的條件下，增加產出數量的比例。由於 Coelli（1999）證明導向的選擇對度量結果的影響微小，加上兩種導向的模型利用的原理和方式類似，所以本文只詳細描述面向產出的距離函數。

38接著，由於在建築業中我們更加關注產出，因此投入向量被設定為 0，即，同時用表示決定技術效率方向的向量，其中。根據 Färe, Grosskopf 等（2001）提出的模型，方向距離函數被定義成：（3）利用方向距離函數，可以測量在給定方向、投入和生產技術的條件下，同時擴大“好”產出和減少“壞”產出的大小。而傳統的 Malmquist 指數的距離函數局限於同比例地增加或減少“好”產出與“壞”產出。我們可以用圖 2 來比較上述距離函數。在建築業的生產可能集合中，對於參照點 A，由距離函數得到的生產極限是點 C，而在向量 g 的條件下，由方向距離函數得到的生產極限是點 D。顯然，相比於點 C，點 D 更具效率。圖2 產出距離函數和方向距離函數在方向距離函數的基礎上，ML 指數可以被定義成：（4）根據 Chung, Färe 等（1997）的方法，一般使用 t 期和 t+1 期 ML 指數的幾何平均數得到 ML 指數，即：（5）對於建築業而言，如果 t 期至 t+1 期的生產率增加，則 ML 指數大於 1；如果生產率減少，則指數小於 1；如果生產率沒有發生變化，則指數等於1。然而，需要注意的是在已知生產前沿面、投入和產出水準下的決策單位可能已經滿足技術效率，但其運行的規模卻可能並非最優。如果決策單位在規模報酬可變（VRS）的條件下生產，那麼它可能存在規模不合理的情形，這時決策單位的效率可以通過改變其規模得以改善。如果決策單位在規模報酬不變（CRS）的條件下生產，則其自動形成規模效率。考慮到規模報酬可變的情形，Färe, Grosskopf等（1997）定義了規模效率（SE），即：（6）2.3 Malmquist-Luenberger指數的分解為了研究生產率改變的動力，在規模報酬不變的假定下，等式（5）中的 Malmquist-Luenberger經常被定義為技術改變指數和效率改變指數的幾何平均數。在等式（7）中，TCH代表建築業的技術改變，ECH 則代表效率改變。技術改變是指兩時期之間生產可能邊界線的移動。效率變化是指在生產邊界線不改變的條件下，生產率在邊界線上的移動。在規模報酬不變的假設下獲得技術改變和效率改變的值以後，Färe, Grosskopf 等（1994）表明可以鬆動關於規模報酬的假設，進而將效率改變繼續分解成規模效率和“純”（pure）技術效率兩部分。在等式（8）中，SECH 代表建築業的規模效率改變，PECH 則代表“純”效率改變。純技術效率改變是指利用投入能力的改變，管理活動的效率改變等等，規模效率改變則主要是指建築業運行的效率規模改變。通過對效率改變的分解，我們可以進一步地探討在保持現有技術不變的情況下，導致效率變化的動力。

39宋宇，等環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析（7）（8）3 數據本文的資料均取自 1997 至 2010 年的《中國統計年鑒》和《中國建築業統計年鑒》。結合建築業生產率實證分析的相關文獻（Xue, Shen et al. 2008; Li and Liu 2010），我們選取建築業的就業人數和建築企業的資產作為兩個投入變數，同時選取建築業的增加值作為“好”產出。為了避免貨幣因素的影響，企業的資產和建築業的增加值以 1997 年為基年進行了調整。在“壞”產出方面，考慮到污染的顯著性以及資料的公開性，我們選取了建築業產生的固體廢物作為一項變數。中國統計局報告的是第二產業的固體廢物而不是單個建築業所產生的，因此根據年鑒上建築業以及第二產業在 GDP 構成中的比值，我們對這一變數進行了估計。因為本文的目的在於研究建築業環境生產率及其動力，所以依據地域發展的規模和程度，中國的 31 個省市自治區（由於統計口徑不一致，本文排除了港澳臺地區）被劃分成了 4 個區域，分別是東部、中部、東北部以及西部。我們以四個變數的描述性統計作為實證分析的開端，整個樣本的各投入產出變數的描述性統計見表 1。自1997 至 2010 年，東部地區產生的增加值和固體廢物總值在四個地區中最高，而東北部地區相應的值則最少。東部地區建築業的就業人數高於平均值。圖 3 反映了四個地區的建築業產生的固體廢物。固體廢物的產量自 2003 年開始持續增長。東北地區產生的固體廢物水準始終最低。2009 年是整個研究期間固體廢物產量的增幅最大（24.09%）的一年。

404 實證結果與分析運用上述研究方法，我們分三個步驟對中國建築業的生產率進行了實證分析。首先，我們對各地區建築業的效率與規模進行比較分析，然後根據 ML 指數的計算結果，研究建築業的生產率以及刺激生產率的動力，最後為了考慮固體廢物對衡量生產率的影響，我們將 ML 指數與 Malmquist指數進行比較。4.1 中國建築業效率與規模的比較分析根據模型（3）估計的中國建築業在 VRS 假設下的純技術效率值見表 2。中國建築業平均的效率值為 0.9686，並且僅僅在 2001 年和 2002 年是有效率的，這說明提高行業整體的效率是很有必要的。東北地區的生產效率處於生產前沿面上，也就是說在其他條件不變的情況下，只有增加投入才可能增加該地區建築業的產出。自 1997 至 2009年，東部地區處於有效率的狀態，但 2010 年東部地區離開生產前沿線。儘管中部地區 1997 至 2000年處於低效率的狀態，但從 2000 年開始中部地區的效率明顯改善，能夠保持有效率的生產能力。西部地區 1997 至 2002 年的生產效率在生產前沿面上，從 2002 年至 2009 年效率降低，2010 年效率又反彈至生產前沿面。根據等式（3）和（6），表 3 列出了效率規模值的運算結果。1997 至 2010 年中國建築業的規模效率平均值為 0.9568，並且除了 2001 年以外，各年年均規模效率都小於單位值，這說明中國建築業並沒有在一個合理的規模下發展。東部地區的效率規模表現得最好，該地區 1997 至 2009 年的效率規模均是有效的。西部地區自 2003 至 2010年的規模一直呈現低效率狀態。表1 變數的描述性統計（1997～2010年）地區數量就業人數（單位: 萬人）建築企業的資產（單位: 萬元RMB）增加值（單位：萬元 RMB)固體廢物（單位：萬噸）平均值標準差平均值標準差平均值標準差平均值標準差東部1 9 1,334 416 148,788,847 76,669,901 32,587,625 17,771,377 5,875 2,950 中部2 6 551 165 65,081,741 88,011,862 15,656,477 20,452,006 5,237 2,935 東北部3 3 190 28 22,292,650 9,656,333 5,697,752 3,703,780 2,432 1,020 西部4 12 583 101 50,362,298 27,017,200 12,151,891 7,336,577 5,191 2,623 平均 7.5 665 177 71,631,384 50,338,824 16,523,436 12,315,935 4,684 2,382 注：1.東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。2.中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。3.東北部地區包括黑龍江、吉林和遼寧。4.西部地區包括重慶、四川、貴州、雲南、西藏、陝西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內蒙古。圖3 建築業每年產生的固體廢物（1997~2010年）

41宋宇，等環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析表2 產出導向的“純”技術效率（1997～2010年）地區"純”技術效率指數1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010東部 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.8455 中部 0.9107 0.8939 0.8999 0.8654 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 東北部 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 西部 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9194 0.8686 0.7891 0.8062 0.7826 0.8420 0.8199 1.0000 平均 0.9777 0.9735 0.9750 0.9663 1.0000 1.0000 0.9798 0.9671 0.9473 0.9516 0.9457 0.9605 0.9550 0.9614 表 3 產出導向的規模效率（1997～2010年）地區規模效率指數1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010東部 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9611 中部 0.9178 0.9262 0.9291 0.9554 1.0000 0.8411 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9750 0.8710 1.0000 東北部 0.7781 0.7670 1.0000 1.0000 1.0000 0.7449 0.7299 0.7546 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 西部 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.8288 0.8973 0.9340 0.9214 0.9827 0.9957 0.9929 0.8761 平均 0.9240 0.9233 0.9823 0.9888 1.0000 0.8965 0.8897 0.9130 0.9835 0.9803 0.9957 0.9927 0.9660 0.9593 圖4 平均生產率的改變及其分解（1997～2010年）4.2 中國建築業Malmquist-Luenberger 生產率變化指數測度本文利用輸出導向型的 ML 指數計算中國建築業生產率的改變（TFPCH）。首先，在 CRS 的假設下，我們將 ML 分解為技術效率改變和技術改變的乘積。ECH 代表建築也是用現有技術的能力，如管理能力，投資計劃等等方面。TCH 則說明建築業中新技術的改進和更新的情況。圖 4 刻畫了 1997 至 2010 年中國建築行業整體生產率的改變及其分解。中國的建築業的生產率年均增長率為 5.38%，總體呈現增長的趨勢。由於技術的平均增長率達到了 4.69%，而效率的平均增長率為 0.65%，因此建築業生產率的改善主要來源於技術進步的作用。而在 2001 至 2002 年這一時間段，受效率降低（10.35%）和技術退步（10.55%）的共同影響，生產率下降了 19.94%。

42表 4 反映了四個地區的生產率改變及其分解的計算結果。東部地區建築業生產率的增長率為0.93%，是四個地區中增長率最低的。由於自 1997至 2009 年，東部地區的生產技術效率沒有變化，因此在這段期間生產率的改善完全依賴於技術的改變。需要注意的是自 1997 至 2009 年雖然東部地區的生產率穩步增長，但是自 2003 開始年均生產率的增長低於建築業整體的水準。從 2009 至2010 年，由於效率下降（18.74%）以及技術輕微的退步（1.01%），東部地區的生產率出現惡化。中部地區生產率的平均增長率為 7.55%。1997至 1998 年期間，建築業生產率呈現輕微下降，自1998 至 2001 年三個時間段內，中部地區的生產率持續增長，其中效率的改變分別是 0.01%，– 1.11%和 0.21%，而技術的改變則為 0.16%，0.14% 和0.17%，這說明生產率增長主要來源於效率增長和技術進步的共同作用。然而自 2001 至 2002 年期間，效率和技術改變分別退步了 15.89% 和12.90%，這直接導致生產率急速下降了 26.74%。自 2002 至 2008 年期間，生產率的增長能力獲得恢復，效率改善起初為增長帶來了新動力，自 2003技術進步開始代替效率成為推動生產率增長的動力源頭。生產率 2009 至 2010 年實現了 34.61% 的增長，其中效率的相對改善為 14.80%，技術的相對進步為 17.25%。東北部地區生產率的年均增長率達到了10.89%，在四個地區中增長情況表現最。除 2001至2002年該地區的生產率相對下降了30.7%之外，自1997至2010年其生產率保持增長。從表4可見，在 1998 至 1999 年和 2004 至 2005 年這兩個時間段，主要源於效率的相對改善，生產率分別實現了 31.42% 和 42.33% 的高速增長。但在其餘的研究期間內，生產率的增長則主要來源於技術進步。因此，東北部地區可以通過更加有效地利用現有資源提高產量，進而在更大程度上改進生產率。西部地區的年均生產率為 2.14%，該地區生產率的改變比較平穩。由於自 1997 至 2002 年效率沒有發生改變，生產率的改變和技術的變動是一致的。儘管 2002 至 2003 年以及 2008 至 2009 年，技術效率相對減弱，但西部地區建築業的生產率自 2002 至 2010 年仍保持增長。為了進一步研究建築業的生產效率，技術效率改變在 VRS 的假設進而被分解成“純”技術效率改變和規模效率改變的乘積。圖 5 顯示了根據等式（8）中國建築業效率改變及其分解的結果。規模效率改變和純技術效率改變的平均值分別為0.70% 和 –0.04%，技術效率平均增長 0.65%，這說明中國的建築業在運行規模方面已經做出了相應的調整，但在使用資源（例如勞動力、設備等等）的效率方面仍有待加強。表 5 說明了各個地區技術效率的改變及其構成。東部地區自 1997 至 2009 年，無論是純技術效率和規模效率都維持原來的水準。自 2009 至2010 年純技術效率和規模效率分別下降了 15.45%和 3.89%，這使得東部地區年均的效率降低了0.14%。技術效率在中部地區和東北部地區均表現出改善的狀態。在中部地區，在“純”效率進步和規模改善的共同刺激下，技術效率實現了 1.87%的增長。然而在東北部地區，“純”效率改變卻不再是一個刺激因素，該地區技術效率的增長（2.87%）依靠規模的改善。自 1997 至 2010 年東北地區的純效率技術沒有發生變化，這表明該地區是通過調整生產規模來實現效率改善的。西部地區的效率改變平均值為 –0.69%，和其他地區相比，西部地區整體的效率最低。構成效率改變的兩個因數——純技術效率改變和規模效率改變的平均值分別為 0.24% 和 –0.78%，這說明由於規模效率的下降的作用，西部地區的效率輕微下降。自 1997 至 2002 年，技術效率及其分解的成分都保持不變，由於“純”技術效率和規模效率都減弱， 2002 至 2003 年的技術效率降低。自 2003 至 2004 年，規模效率的改善推動了技術效率的增長。受到純技術效率下降的影響，2004至 2005 年的規模效率下降了 5.4%。自 2005 年開始，在“純”技術效率和規模效率改進的共同作

43宋宇，等環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析表4 各地區生產率改變及其分解（1997～2010年）時期東部中部東北部西部ECH TCH TFPCH ECH TCH TFPCH ECH TCH TFPCH ECH TCH TFPCH1997～1998 1.0000 1.0189 1.0189 0.9891 0.9375 0.9273 0.9858 1.1218 1.1058 1.0000 0.9940 0.9940 1998～1999 1.0000 1.0198 1.0198 1.0098 1.0156 1.0255 1.3037 1.0080 1.3142 1.0000 1.0019 1.0019 1999～2000 1.0000 1.0469 1.0469 0.9889 1.0142 1.0029 1.0000 1.1526 1.1526 1.0000 0.9941 0.9941 2000～2001 1.0000 1.0294 1.0294 1.2095 1.0169 1.2299 1.0000 1.1772 1.1772 1.0000 1.0042 1.0042 2001～2002 1.0000 0.9490 0.9490 0.8411 0.8710 0.7326 0.7449 0.9308 0.6934 1.0000 0.8273 0.8273 2002～2003 1.0000 1.1036 1.1036 1.1889 1.0882 1.2938 0.9798 1.2128 1.1884 0.7620 1.3151 1.0022 2003～2004 1.0000 1.0059 1.0059 1.0000 1.0580 1.0580 1.0338 0.9848 1.0182 1.0228 0.9476 0.9692 2004～2005 1.0000 1.0578 1.0578 1.0000 1.1872 1.1872 1.3253 1.0740 1.4233 0.9456 1.1183 1.0575 2005～2006 1.0000 1.0328 1.0328 1.0000 1.0764 1.0764 1.0000 1.0400 1.0400 1.0079 1.0240 1.0321 2006～2007 1.0000 1.0068 1.0068 1.0000 1.0276 1.0276 1.0000 1.0714 1.0714 1.0762 1.0144 1.0917 2007～2008 1.0000 1.0183 1.0183 0.9750 1.1130 1.0851 1.0000 1.1180 1.1180 1.0486 1.1185 1.1729 2008～2009 1.0000 1.0276 1.0276 0.8934 1.1069 0.9889 1.0000 1.0808 1.0808 0.9710 1.0671 1.0362 2009～2010 0.8126 0.9899 0.8044 1.1480 1.1725 1.3461 1.0000 1.0322 1.0322 1.0762 1.0177 1.0952 平均 0.9856 1.0236 1.0093 1.0187 1.0527 1.0755 1.0287 1.0773 1.1089 0.9931 1.0342 1.0214 圖5 平均技術效率的改變及其分解（1997～2010年）用下，西部地區的效率呈現增長趨勢。4.3 Malmquist-Luenberger指數和Malmquist指數的比較最後，為了檢驗固體廢物對生產效率的影響，我們估計了不包含固體廢物的 Malmquist 指數（見表 6）。在不考慮固體廢物的情況下，中國建築業1997 至 2010 年期間每年的平均增長率為 5.65%，其中技術效率的平均增長為 0.01%，技術進步為6.86%。雖然 ML 指數和 Malmquist 指數平均生產率增長的資料沒有通過顯著性檢驗，但 t 檢驗的結果可以證明指數的構成在 2001 至 2002 年，2007至 2008 年，2008 至 2009 年顯著有差異，說明不考慮固體廢物會對中國建築業生產效率的評價產生影響。

44表 5 各地區技術效率改變及其分解（1997～2010年）時期東部中部東北部西部PECH SECH ECH PECH SECH ECH PECH SECH ECH PECH SECH ECH1997～1998 1.0000 1.0000 1.0000 0.9800 1.0093 0.9891 1.0000 0.9858 0.9858 1.0000 1.0000 1.0000 1998～1999 1.0000 1.0000 1.0000 1.0068 1.0030 1.0098 1.0000 1.3037 1.3037 1.0000 1.0000 1.0000 1999～2000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9616 1.0283 0.9889 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 2000～2001 1.0000 1.0000 1.0000 1.1555 1.0467 1.2095 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 2001～2002 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.8411 0.8411 1.0000 0.7449 0.7449 1.0000 1.0000 1.0000 2002～2003 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.1889 1.1889 1.0000 0.9798 0.9798 0.9194 0.8288 0.7620 2003～2004 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0338 1.0338 0.9447 1.0826 1.0228 2004～2005 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.3253 1.3253 0.9085 1.0409 0.9456 2005～2006 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0217 0.9865 1.0079 2006～2007 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 1.0091 1.0666 1.0762 2007～2008 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.9750 0.9750 1.0000 1.0000 1.0000 1.0349 1.0132 1.0486 2008～2009 1.0000 1.0000 1.0000 1.0000 0.8934 0.8934 1.0000 1.0000 1.0000 0.9737 0.9972 0.9710 2009～2010 0.8455 0.9611 0.8126 1.0000 1.1480 1.1480 1.0000 1.0000 1.0000 1.2197 0.8823 1.0762 平均 0.9881 0.9970 0.9856 1.0080 1.0103 1.0187 1.0000 1.0287 1.0287 1.0024 0.9922 0.9931 表6 Malmquist-Luenberger指數與Malmquist指數平均值的比較時期ML指數 Malmquist指數差異(%)ECH TCH TFPCH ECH TCH TFPCH ΔECH ΔTCH ΔTFPCH(1) (2) (3) (4) (5) (6) (1)～(4) (2)～(5) (3)～(6)1997～1998 0.9937 1.0181 1.0115 0.9881 1.0589 1.0464 0.5600 –4.0850 –3.4900 1998～1999 1.0784 1.0113 1.0904 1.0107 1.0291 1.0402 6.7725 –1.7800 5.0200 1999～2000 0.9972 1.0520 1.0491 1.0107 1.0367 1.0473 –1.3425 1.5225 0.1875 2000～2001 1.0524 1.0569 1.1102 1.0096 1.0673 1.0770 4.2800 –1.0400 3.3175 2001～2002 0.8970 0.895** 0.8006 0.9814 0.814** 0.7982 –8.4875 8.0900 0.2375 2002～2003 0.9827 1.1799 1.1470 0.9899 1.0825 1.0716 –0.7250 9.7475 7.5400 2003～2004 1.0142 0.9991 1.0128 0.9896 1.0395 1.0288 2.4575 –4.0425 –1.5950 2004～2005 1.0677 1.1093 1.1815 0.9836 1.1668 1.1481 8.4175 –5.7475 3.3400 2005～2006 1.0020 1.0433 1.0453 1.0079 1.0456 1.0539 –0.5925 –0.2300 –0.8525 2006～2007 1.0191 1.0301 1.0494 1.0056 1.0365 1.0421 1.3500 –0.6475 0.7325 2007～2008 1.006* 1.092** 1.0986 0.935* 1.160** 1.0845 7.0625 –6.7675 1.4075 2008～2009 0.9661 1.071** 1.0334 0.9310 1.137** 1.0574 3.5100 –6.6300 –2.3975 2009～2010 1.0092 1.0531 1.0695 1.0905 1.1232 1.2388 –8.1275 –7.0150 –16.9350 平均 1.0066 1.0553 1.0538 0.9999 1.0686 1.0565 1.1642 –1.4327 –0.2683 注：*， ** 分別表示ML指數和Malmquist指數的均值在90%和95%的置信水準下顯著有差異。

45宋宇，等環境約束下中國建築業生產率的增長：基於Malmquist-Luenberger指數的實證分析5 結論本文提出了一種新的研究中國建築業全要素增長的思路，即考慮固體廢物的影響下，構建產出導向性的 ML 指數對建築業生產率進行分析，並進一步將該指數分解成技術改變和技術效率改變探討生產率改進的主要原因。用該方法測度1997 至 2010 年中國建築業全要素生產率及其分解成分得出以下結論：第一，1997 至 2010 年中國建築業技術效率的平均值小於 1，並且除了 2001 年和 2002 年，建築行業一直處於無效率的狀態，這說明建築業在發展過程中存在資源浪費和環境破壞的現象，提高行業整體的效率任重道遠。第二，1997 至 2010 年中國建築業規模效率的平均值為 0.957，這意味著中國建築業需要調整發展規模，提高資源的利用率，增加單位產出。在四個地區中，東部地區的效率規模表現得最好，該地區 1997 至 2009 年的效率規模均實現最優。第三，1997 至 2010 年中國建築行業整體生產率總體呈現增長趨勢。除了 2001 至 2002 年這一個時間段，中國的建築業的生產率持續增長，且年均增長率達到了 5.4%。從分解的結果看，建築業生產率的改善主要來源於技術進步的作用（生產邊界線移動）而非技術效率的提高。這說明我國在發展建築業的過程中，重視技術進步而忽視了生產技術效率。因此，在大力促進體制創新和技術創新、加快前沿技術進步的同時，也應該鼓勵資源優化配置，減少環境污染進而改善技術效率。第四，1997 至 2010 年不考慮環境因素影響的生產率平均增長率為 5.7%，比環境約束下的生產率高 0.4%，有幾段期間，考慮環境後生產率增長出現顯著差異，說明環境因素影響生產增長水準的測算，忽略環境因素會對生產率增長產生偏差，甚至對環境政策產生誤導。總而言之，中國需要提高建築業的生產效率，合理有效地利用資源，充分考慮建築生產對環境的影響，從而提高建築業的生產率。參考文獻[1] Armagan, G., A. Ozden, et al. (2010). “Efficiency and total factor productivity of crop production at NUTS1 level in Turkey: Malmquist index approach.” Quality & Quantity 44(3): 573-581.[2] Barbot, C., A. Costa, et al. (2008). “Airlines performance in the new market context: A comparative productivity and efficiency analysis.” Journal of Air Transport Management 14(5): 270-274.[3] Caves, D. W., L. R. Christensen, et al. (1982). “The economic theory of index numbers and the measurement of input, output, and productivity.” Econometrica: Journal of the Econometric Society: 1393-1414.[4] Chung, Y. H., R. Färe, et al. (1997). “Productivity and undesirable outputs: a directional distance function approach.” Journal of Environmental Management 51: 229-240.[5] Coelli, T. J. a. S. P. (1999). “A comparison of parametric and non-parametric distance functions:with application to European railways.” European Journal of Operational Research 117: 326-339.[6] Färe, R., S. Grosskopf, et al. (1997). “Malmquist productivity indexes: a survey of theory and practice.” Index numbers: Essays in honor of Sten Malmquist: 127-190.[7] Färe, R., S. Grosskopf, et al. (1994). “Productivity growth, technical progress, and efficiency change in industrialized countries.” The American Economic Review: 66-83.[8] Färe, R., S. Grosskopf, et al. (2001). “Accounting for air pollution emissions in measures of state manufacturing productivity growth.” Journal of Regional Science 41(3): 381-409.[9] Fare, R. and S. Grosskopf (1994). “Estimation of Returns to Scale Using Data Envelopment Analysis - a Comment.” European Journal of Operational Research 79(2): 379-382.[10] Kaneko, S. and S. Managi (2004). “Environmental productivity in China.” Economics Bulletin 17(2): 1-10.[11] Li, Y. and C. Liu (2010). “Malmquist indices of total factor productivity changes in the Australian construction industry.” Construction Management & Economics 28(9): 933-945.[12] Luenberger (1995). “Externalities and benefits.” Journal of Mathematical Economics 24: 159-177.[13] Malmquist, S. (1953). “Index numbers and indifference surfaces.” Trabajos de Estadística y de Investigación Operativa 4(2): 209-242.[14] MANAGI, S. and S. KANEKO (2006). “Productivity of market and environmental abatement in China.”[15] Margaritis, D., R. Fare, et al. (2007). “Productivity, convergence and policy: a study of OECD countries and industries.” Journal of Productivity Analysis 28(1-2): 87-105.[16] R.W., S. (1970). “Theory of cost and production functions.” Princeton NJ: Princeton University Press.[17] Sumardi, R. H. and K. A. Anaman (2004). “Aggregate efficiency analysis of resource use and demand for labour by the construction industry in Brunei Darussalam.” Construction Management & Economics 22(7): 755-764.[18] Topuz, J. C., A. F. Darrat, et al. (2005). “Technical, allocative and scale efficiencies of REITs: An empirical inquiry.” Journal of Business Finance & Accounting 32(9-10): 1961-1994.[19] Xue, X. L., Q. P. Shen, et al. (2008). “Measuring the productivity of the construction industry in China by using DEA-based Malmquist productivity indices.” Journal of Construction Engineering and Management-Asce 134(1): 64-71.[20] Zhi, M., G. B. Hua, et al. (2003). “Total factor productivity growth accounting in the construction industry of Singapore.” Construction Management and Economics 21(7): 707-718.[21] 柯孔林 and 馮宗憲 (2008). “中國銀行業全要素生產率測度.” 數量經濟技術經濟研究(4).

46第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析張靜華（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：本文以霍特林的線性城市模型（Hotelling's Linear City Model）為基礎，建立了一個客戶對銀行服務選擇的數理模型，並新引入“相對等待時間＂變數來分析澳門銀行業的競爭策略。分析結果表明，在納什均衡的條件下，排隊時間較短的銀行在利潤、價格和數量方面均具有競爭優勢。雖然銀行為了縮短排隊時間需要犧牲一定的利潤，但是能由此在更大程度上削減競爭對手的利潤收益，從而使自身獲取競爭優勢。該模型分析結果為澳門銀行業制定長遠發展和競爭策略來提升窗口服務效率、解決銀行“排長龍＂現象提供了理論依據。關鍵詞：銀行競爭策略；霍特林；線性城市模型；等待時間Windoy Waiting Time Competition Strategy in Macau's Commercial Bankt: An Analysis Based on Hotelling’s Linear City ModelJing Hua ZHANG( Faculty of Management and Administration, Macau University of Science and Technology, Macau, China )AAstractt: Based on Hotelling’s Linear City Model, this research establishes a model of banking service product, in which a new variable, “relative waiting time”, is introduced to analyze the commercial bank’s competition strategy in Macau. The model reveals that, at Nash equilibrium, the bank with shorter waiting time has more competitive advantages with respect to the equilibrium profit, price and quantity. Reducing the relative waiting time is still a dominant strategy for a commercial bank, despite of the profit devoted to reduce the waiting time. The competitive advantage is gained by pushing the competitor’s profit down. The present findings provide theoretical ground for Macau’s commercial banks to make long run competition strategy to enhance the service efficiency and eventually solve the long-window-waiting-time issue.eyyordst: Bank competition strategy; Hotelling; Linear City Model; Waiting time收稿日期：2012-07-09；修訂日期：2012-08-05。通訊作者：姓名，張靜華，女，經濟學博士，助理教授，主要研究方向：財務管理、醫療金融管理和政策分析。 E-mail：jhuzhang@must.edu.mo，Tel：+853-889729860 引言澳門作為彈丸之地，常被稱為“澳門街”。澳門街上銀行密佈，可是各家銀行的服務大廳裡面總是擠滿客戶，銀行窗口排隊時間過長的問題長期困擾客戶。尤其是擁有客戶量較多的一些大銀行，客戶排隊時間動則 20 分鐘以上。銀行窗口是銀行同客戶的直接連接點，窗口等待時間是銀行服務品質水準的重要標誌之一，並會影響到公眾對銀行的綜合評價和信用。澳門的銀行“長龍”現象的背後固然有多方面的原因，如澳門互聯網路不好，銀行客戶普遍缺乏使用網上銀行的習慣。然而，客戶等待時間過長問題的解決，其實從根

47張靜華澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析本上取決於銀行在其發展戰略中把該問題擺在什麼樣的位置，進而從窗口管理、業務管道和網點佈局等多方面進行深層次的系統調整和改善。本文以澳門的特有競爭環境為背景，採用霍特林線性城市模型（Hotelling's Linear City Model，下文簡稱“霍特林模型”）來分析各商業銀行的窗口等待時間策略。本文在傳統的霍特林模型的基礎上，引入“相對排隊時間”這一新的變數，並以此為基本模型來分析澳門銀行業的服務競爭策略。在推導出銀行的納什均衡利潤、均衡價格和均衡服務量的基礎上，分析並闡釋銀行在“排隊時間”問題上應採用的最佳長期競爭策略。從長遠發展和競爭策略的角度來看，銀行投入成本縮短客戶的排隊等待時間將有利於銀行獲取長期經營競爭的優勢。該理論分析為澳門的銀行採用縮短客戶排隊時間來提升市場競爭優勢的策略提供了理論依據。對澳門銀行業競爭進行的類似分析的研究在文獻中尚未有報導。1 理論背景傳統的霍特林模型假定了這樣的市場競爭條件：在一個小城市中只有一條平坦的直線型街道，有兩個商家在街道上各自選好位置開設一家店鋪，所售的產品在消費者看來都是具有完全可替代性的同質產品[1]。線性城市的消費者均勻地居住在這條街道上，可以任選一商家前往購買其所需產品，需要自己承擔相應的交通成本（transportation cost）。消費者在決定選取哪家商家的時候，需要將交通成本一併考慮到產品的購買成本中去。在這個產品差異化定位策略模型中，交通成本意味著客戶從一個商家轉到另一個商家購買的難易程度，也常被詮釋為“轉換成本”。傳統的霍特林模型以對“交通成本”的詮釋為競爭戰略的著力點，但它並沒有考慮客戶的“時間成本”。而在現實中其他條件等同或相似的情況下，客戶常常根據預估的排隊等待時間長短來決定商戶的選擇，這在消費者決策中是一個極其普遍而又有代表性的常例。Cachon et al （1999）[2] 和 Cachon et al （2002）[3] 嘗試在基本模型中引入“時間成本”，商家同時以價格和等待時間進行競爭，但是模型的建立和分析過程非常複雜，在現實中商家其實不可能實際操作。Gallay & Hongler （2006）[4] 採用不確定的等待時間來設定模型，並研究市場分占的動態機制。考慮到澳門的銀行業市場單一，同質性較高，本文在固定的預期等待時間的基礎上引入“相對等待時間”變數。固定的預期等待時間在 Cachon et al （1999）[2] 的模型中也被採用，是在平均值的基礎上對等待時間進行討論分析，但是未見報告採用“相對等待時間”。霍特林模型也被應用來分析中國的銀行業競爭。岳中剛（2008）[5] 運用霍特林模型衍生出的“轉換成本”概念對中國的銀行卡產業競爭進行分析。于久洪（2011）[6] 假設在線性市場以及市場資訊完全的情況下，運用霍特林模型類比具有不同規模和成本結構的雙寡頭銀行的最優貸款定價和貸款水準選擇。但是尚未有文獻運用霍特林模型對中國的銀行業服務等待時間進行模擬分析。2 模型構建澳門的銀行業具有銀行產品單一且高度同質，機構網點佈局集中的特點，其產業結構和市場競爭類型屬於寡頭競爭型。有鑑於此，澳門非常符合霍特林模型的各項前提假設，如下文詳細分析。2.1 模型的基本前提假設為了使分析簡潔而不失其相關性，現假設“澳門街”為一條直線的街，有兩家銀行，即“銀行A”和“銀行 B”，在這條街上開設網點，競爭提供傳統的銀行服務，其產品和經營滿足以下前提條件：1）直線街道的長度為確定值 L。這意味著這個市場是有限的，銀行在利益最大化的驅動下會相互競爭更大的市場份額。澳門經濟屬於微型經濟，市場容易飽和，非常符合有限的直線街道的特徵。2）儲戶（需求）在直線街上均勻分佈。霍特

48林模型中消費者均勻地分佈在直線街的各段。由於澳門的人口非常密集，銀行的潛在客戶可以被考慮為在網點的輻射範圍內均勻地分佈。3）兩家銀行的產品具有同質性。澳門銀行業目前經營的一個特色是業務較傳統和單一化，產品同質度較高，主要經營收益均來自儲蓄存款和信用貸款等業務（劉錦釗，2005）[7]。以信用貸款為例，工商機構的企業生產性質的貸款佔有最大比例，其次是私人樓宇按揭貸款，還有就是私人消費信用貸款等業務。雖然澳門商業銀行的中間業務的比重在不斷提高，但是吸收周邊居民的儲蓄業務仍是其網點的核心業務。兩家銀行的產品具有同質性，意味其市場位置相同。因此本文假設兩個銀行都在霍特林的直線街道上設置網點，並且網點距離街道兩端的距離相等，均為α。4）銀行產品在“直線街道”上位置是確定的。由於金融創新需要較長時間和程式獲准監管當局的審批，並且由於其他金融資訊技術的應用在一定時間內也是相對穩定的，因此在一定時間內銀行產品在“直線街道”上的位置是相對固定不變的。5）銀行具有固定的經營成本。由於金融監管當局禁止銀行進行利率競爭，各家銀行具有相似的籌資成本。假定兩家銀行在經營管理上具有同樣的效率，在此模型中可以不用考慮比較運營成本。為簡化起見，本模型假定生產成本均為零。6）儲戶前往銀行辦理業務時需要負擔交通成本。該模型中的交通成本在銀行網點服務模型中具有兩重含義：一重含義是傳統意義上的交通成本，另一重含義是客戶在銀行之間轉換帳戶時需付出的成本。基於傳統交通成本的考慮，儲戶選擇交通距離短，或交通成本低（例如，提供免費穿梭巴士）的網點辦理業務。而從客戶服務的角度來看，“交通成本”常被解釋為儲戶的主帳戶從一家銀行轉換到另一家銀行去的難易程度。霍德利模型表明，為了挽留客戶，公司所採用的策略應當是增加“轉換成本”，銀行則是對客戶進行多種帳戶和產品的交叉行銷，比如代發工資的帳戶同時繳納水電，煤氣和電話等費用，從而使客戶移動到另一家銀行去的“交通成本”大大增加。由於澳門的銀行產品具有高度的同質性，各家銀行之間的轉換成本基本一致，不屬於本文的討論對象。7）儲戶在選擇銀行服務時不考慮銀行的信用風險因素。澳門特區政府在 2008 年的全球金融風暴中保證提供存款金額的 100% 賠償金額。金融風暴之後，從 2011 年 1 月 1 日起，設定每名存款人在每家銀行可獲得最高補償金額澳門幣 50 萬 [8]。在這樣的安排下，約 95% 的存戶仍享受全額存款保障，儲戶在選擇開戶銀行時不需要擔心銀行的信用風險（李君濠，何毅華，2011）[9]。為了進一步保障金融安全，澳門特區政府行政會於 2011 年10 月完成了《存款保障制度》法律草案的討論，繼續推行每名銀行客戶最高 50 萬澳門元的存款保障。基於澳門的存款保障制度，本模型無需引入銀行的信用風險因素，其有效性亦不會受到影響。8）銀行已經有大量的廣告投入，儲戶對各銀行的產品和服務具有充分的資訊。在澳門這樣的人口密集的小城市中，資訊傳遞非常迅速。資訊均一的假設條件也可以成立。根據以上前提條件，澳門的商業銀行競爭的霍特林模型可以表示為圖 1，其中 x 表明直線街上客戶的位置。圖1 澳門的商業銀行競爭的霍特林模型2.2 儲戶的效用函數本模型繼續沿用霍特林線性模型中的消費者效用函數。假定所有儲戶對銀行服務產品的需求完全取決於為產品支付的總費用，其包括產品價格本身及其相關的所有費用。當一位住在直線街上 x 位置的客戶前往銀行 A 或銀行 B 辦理業務時，其效用函數可以分別表示如下： Ua = – pa – t1 ( x – α ) （1） Ub = – pb – t2 ( L– α – x ) （2）

49張靜華澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析上式中 U 代表客戶的效用總額，p 代表銀行產品價格，α 是銀行網點距離直線街道端點的距離。為了進一步簡化模型，本文假定 α = 0，這意味著兩家銀行分別處於直線街道的兩端。t 代表銀行排隊時間。現實中，儲戶根據排隊時間的長短來選擇銀行時，真正考慮的是基於兩家銀行相比較的“相對排隊時間”，排隊時間的絕對值不是關鍵因素。基於此考慮，該模型進一步將兩家銀行的排隊時間分別設定為 t1 = 1，t2 = t。因為設定銀行 A 的排隊時間較長，而銀行 B 的排隊時間較短，因此 0 < t < 1。這樣，模型中的銀行排隊時間t 實際上變成了兩家銀行排隊時間的比值，是“相對時間”。當 t 值接近 1 時，表明兩家銀行的排隊時間相接近；若 t 值靠近 0 時，則表明銀行 B 的排隊時間遠遠短於銀行 A。根據以上討論，現在前往銀行 A 或銀行 B 的儲戶的效用函數可以簡化重寫為如下： Ua = – pa – x （3） Ub = – pb – t ( L– x ) （4）3 模型分析該模型通過由後向前的反推法來求解。若銀行A 和銀行 B 都同時設定均衡價格，pa 和 pb 可以視為已知。對於處於中間點的儲戶來說，Ua = Ub ，即將式（3）和式（4）設為相等，可以得到 – pa – x = – pb – t ( L – x) （5）求解式（5）關於 x 的方程，得到一個 x 的運算式：（5.1）假設兩家銀行以伯特蘭（Betrand）方式進行競爭，從而進一步求解得到納什均衡利潤 π、均衡價格 p 和均衡市場份額 q 如下：（6.1）（6.2）（7.1）（7.2）（8.1）（8.2）根據以上模型推導的結果，可證明以下兩個主要命題：命題 1：在納什均衡的條件下，排隊時間較短的銀行在利潤、價格和數量方面均具有競爭優勢。證明：比較式（6.1）和式（6.2），由於 0 < t < 1，因此排隊時間較短的銀行 B 的均衡利潤高於排隊時間較長的銀行 A 的均衡利潤。比較式（7.1）和式（7.2），可以看出排隊時間較短的銀行 B 的產品的均衡價格也高於排隊時間較長的銀行 A，即pb* > pa*。比較式（8.1）和式（8.2）顯示出 qb*大於 qa*，說明銀行 B 的金融服務量也高於銀行 A。進一步計算兩家銀行之間均衡利潤、均衡價格和均衡服務量的差異，可以表示為：（9.1）（9.2）（9.3）由於 0 < t < 1，因此以上各式均大於 0，即排隊時間短的銀行在均衡利潤、均衡價格設定以及均衡服務量提供等各方面均高於排隊時間長的銀行。命題 2：在均衡狀態下，銀行為了縮短排隊時間需要付出一定的成本，但是能由此在更大程度上削減競爭對手的利潤收益，從而使自身獲取競爭優勢。證明：用銀行的均衡利潤對排隊時間求導，考察在均衡狀態下排隊時間對銀行利潤的邊際影響，將

50結果簡化整理後得到式（10.1）和式（10.2）：（10.1）（10.2）因為0 < t < 1，可以推知式（10.1）和式（10.2）的值均為正數。這說明銀行排隊的相對時間的變化與利潤的增加成正比。當 t 值增加時，兩家銀行的利潤度會增加。因為 t 表示的是銀行排隊的相對時間，表明銀行 B的排隊時間相對增長，兩家銀行的排隊時間接近，在該服務因素上相互不再具有競爭性。因為式（10.1）的值總是大於式（10.2），那麼在 t增加（即排隊時間變得更接近）的這種情況下，銀行 A（等待時間較長的銀行）的利潤增幅大於銀行 B（等待時間較短的銀行）的利潤增幅。另一方面，當 t 降低時，即銀行 B 成功縮短儲戶等待時間時，雖然短期中兩家銀行的利潤都會下降，比如銀行 B 需要加大投入來配置更多的櫃員，尤其是需要根據客戶流量峰值變動進行櫃員的動態配置，或者是對儲戶進行更多自助銀行操作的培訓，但是銀行 A 利潤卻要因此而下降得更多。權衡以上兩種市場結果，銀行 B 應當採用的占優策略是降低排隊時間而獲得相對於對手的競爭優勢。從長期動態策略來看，銀行 B 將繼續降低排隊時間直至降到最低水準，並形成新的均衡狀態。若沒有進一步的管理和技術上的突破使得排隊時間發生變化，這一新達成的均衡是穩定的。4 模型實證分析該部分採用面板資料固定效應模型對澳門三大銀行在 2001 年至 2006 年期間存款市場佔有份額進行分析，以此來檢驗本文理論模型的推論，即：澳門的商業銀行可通過縮短排隊時間來增大存款市場的佔有份額。本研究採用 2001 年至 2006 年期間的資料，因為這一期間銀行的經營特點為本研究提供了一個清晰的分析窗口，便於控除貸款業務以及其他銀行經營因素的影響，便於有效解決內生變數問題和混淆變數（confounding variable）問題。首先，2001 年至 2006 年期間，澳門銀行業受遺留不良貸款的影響而“惜貸”經營，便於排除貸款業務增長對存款變動帶來的影響。通常情況下，銀行窗口排隊時間（提供服務的速度）在銀行負債業務（存款業務）中對客戶選擇的影響較大，而在信貸業務的銀行選擇決定中則不佔有重要地位（Seshaiah & Narender，2007 ）[10]。同時，存款餘額的增長除了反映其對公司和個人的儲蓄存款的吸收情況，也很易受到銀行貸款業務的拉動，从而抵消由於排隊時間過長而帶來的客戶存款流失。受到九十年代澳門房地產巨額不良貸款的影響，澳門各商業銀行在 2001 年至 2006 年期間均採取了惜貸政策，“過分謹慎地審議和批核各項貸款專案，使信貸業務量大大減少”（劉錦釗，2005）[7]。銀行在擁有大量過剩存款的情況下，也不需要採用額外的行銷手段來發展或維繫儲蓄客戶。這樣便於排除客戶銀行選擇模型中的其他決定性因素，如銀行服務價格和費用，銀行一般工作形象和廣告形象等因素（Seshaiah & Narender，2007 ）[10] 的影響。此外，2007 ～ 2008 年受到金融危機的影響，故而不予採用。在 2009 年之後，澳門經濟穩步復蘇，房地產價格快速上漲，部分銀行開始積極擴張住房按揭業務，部分銀行繼續推行審慎貸款政策（劉錦釗，2005）[11]。這些原因都使銀行存款變動的因素重新變得複雜，因此不被包含在研究期間中。本文收集了中國銀行（澳門）、大豐銀行和誠興銀行的資料。因為這三家銀行是當時澳門綜合實力和規模居於前三位的銀行，共佔有澳門銀行業 60% 的市場份額，符合本文模型中寡頭的壟斷競爭。中國銀行（澳門）作為發鈔行和澳門政府公共庫房出納代理銀行，大豐銀行也由於歷史和社會原因在客戶資源方面佔有很多優勢。但是兩行的客戶排隊等待時間過長問題均特別突出，

51張靜華澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析以致于兩行于 2005 年向澳門社會保障基金會主動要求停止提供協助發放“養老金”及其他援助金的服務。誠興銀行是工行澳門的前身，與 2009 年與中國工商銀行澳門分行進行戰略合併。該銀行一向重視客戶服務品質，重視發展零售銀行業務，客戶排隊時間短。該銀行 2001 到 2006 年被《銀行家》雜誌、2004 到 2007 年被《環球金融》雜誌評選為“澳門最佳銀行”。如圖 2 所示，2001 ～2006 年期間，中國銀行和大豐銀行的存款市場份額呈現持續下降的趨勢，而誠興銀行則呈現穩定上升趨勢。因此，這三家銀行的業務經營特點形成鮮明對照，為本文的模型實證提供了一個很好的研究機會。圖2 2001～2006年澳門主要商業銀行存款市場份額（%）本文根據澳門金融管理局資料和各銀行財務報表資料整理出歷年的存款、貸款、總資產額和相應的市場份額，以及同期的分支網點數量，最後在 STATA11 統計分析軟體中採用面板資料固定效應模型進行分析。表 1 報告了資料的主要描述性統計值。由於本實證分析資料只有 3 家銀行在 6年中的 18 個數據點，樣本很小，本研究採用重複抽樣（Bootstrapping）方法生成標準誤差，以此糾正小樣本中估計誤差過大的問題。重複抽樣次數為 200 次，其精確度足以滿足計算標準的置信區間和統計顯著性的需求。回歸方程以存款市場份額的變動值為被解釋變數。解釋變數銀行排隊等待時間則採用前期支行的平均存款量為代理（proxy）。由於現在已經無法準確觀察採集過去歷年銀行客戶的窗口等待時間，即使採用客戶問卷調查的方法依靠客戶的回憶和主觀估計，也受到諸多偏差的影響。前期支行的平均存款量作為有效代理變數的合理性有以下理由支持。第一，由於金融資產量同金融交易量存在正比例關係（Mckinnon，1973）[12]，一個支行所服務的金融資產總額越大，客戶的金融交易需求總量會成比例地增長，該銀行網點的客戶服務流量也會相應增加。如果這些服務流量沒有能夠通過自助銀行設備和電子銀行服務進行有效分流，而銀行服務窗口也沒能提高單位時間內的業務辦理能力，就會出現窗口排隊時間延長的現象。澳門各銀行的客戶排隊時間過長主要是因為在網點等待的客戶人數太多，而銀行櫃員在業務辦理速度上的差別其實不大，故而前期支行的平均存款量存在比例關聯關係，可作為銀行排隊時間的有效代理變數。第二，本研究選定的澳門的三家主要銀行在研究期間的客戶結構和業務增長模式不是依賴於少數大客戶的大額交易。如果銀行的業務和客戶結構集中高，業務發展依賴於少數客戶的大額交易，那麼支行服務的存款總額增長的同時銀行櫃檯交易量未必成比例增長。但是澳門這三家銀行長期服務於澳門的中小微型企業和一般居民，公司金融業務和個人零售業務並重，擁有龐大的個人客戶群；經營特點上具有保守穩健，分散風險的特點（劉錦釗，2005）[11]，而不是採用風險較為集中的大額“高端客戶”策略（BIS，1996 [13]; Clark，et al，2007 [14]）。綜上所述，採用支行的存款總額作為排隊時間的代理變數在本研究中是合理的。此外，以滯後變數作為代理變數可用來解決時間序列中的潛在的自相關問題，或內生性問題（Wooldridge，2001）[15]。表 2 列出了回歸估計的結果。三種不同的回歸方程設定均報告前期平均支行存款餘額的係數估計值顯著地為負數。這個結果表明，在 2001 年至 2006 年澳門的銀行業市場條件下，若保持其他條件不變，前期平均支行存款餘額每增加 1 億澳門幣，本期市場份額平均會下降 0.46 至 0.5 個百分點。這一結果具有高度的統計顯著性和穩定性。

52為了排除偽回歸的可能性，本文分別將銀行的貸款市場份額和銀行業總資產佔有額的變動率作為被解釋變數放入以上回歸方程設定，採用完全相同的方法進行回歸測試。這兩個變數如前文所述，其決定因素不是銀行排隊時間的長短，應該不具有統計顯著性。檢驗結果正如預期那樣，全部不具有統計顯著性。檢驗資料由於文章篇幅所限不在此列出。5 討論和結論澳門銀行業的市場結構和競爭特點決定其適用於霍特林模型的分析。本文在應用霍特林模型對其分析時將傳統模型進行了延伸，在固定的預期等待時間的基礎上引入“相對等待時間”變數，從而將競爭對手的優勢對比簡化到單一變數中，更便於分析討論其戰略含義。模型的數學理論推導結果顯示，在納什均衡的條件下，排隊時間較短的銀行在利潤、價格和數量方面均可獲得競爭優勢。本文進而對澳門銀行市場佔有份額最大的三家銀行在 2001 年至 2006 年期間存款佔有份額變化和客戶排隊時間長短的動態關係進行實證分析。實證分析資料結果支援本文理論模型的推論。本模型在將來的研究中可以繼續向多個方向進行延伸和豐富。本文中省略了交通時間，若模擬交通時間和等待時間兩項時間支出之和，將更接近於現實中客戶做銀行選擇的決定模式。此外，銀行排隊高峰時間的出現在時間上具有一定的規律性，銀行可以採用動態窗口策略進行對應，但是這會增加額外成本。因此模型中可以加入銀行的動態窗口策略成本，以求分析銀行在何種成本收益對比下才會啟動動態窗口來解決排長隊問題。本研究的實證部分受制於資料獲取的局限性。資料來源只有過去的銀行財務報表資料，不能獲取銀行經營策略變數；對客戶的排隊等待時間也不能進行直接收集。另外，橫截面的銀行觀察值只有 3 個，其他銀行因為市場規模很小而缺乏可表1：主要描述性統計值變數名平均值標準差最小值最大值客戶存款總額（百萬澳門幣） 27755 12171 11780 51074存款市場份額（%） 19.53 8.32 11 36.00支行數 17.33 5.78 8 24.00每支行服務存款額（百萬澳門幣） 1619 431 994 2334貸款市場份額（%） 18.61 9.12 8.71 39.76銀行資產占行業份額（%） 19.11 8.87 9.39 34.60 注：以上資料由作者根據澳門金融管理局和各商業銀行年報2001-2006年的資料計算得出。表2：面板資料固定效應分析結果（因變數為銀行存款市場份額的變動量）回歸變數（1）（2）（3）前期平均支行存款餘額-0.00501***（0.00115）-0.00495***（0.00157）-0.00462*（0.00255）前期支行貸款市場份額0.0417（0.0983）0.0345（0.112）GDP增長率-1.107（5.055）截距6.349***（1.851）5.439（3.433）5.234（3.724）觀察值數量 18 18 18R平方 0.624 0.636 0.638 注：表中的回歸方程設定均採用面板資料固定效應模型。括弧中顯示由重複抽樣法生成的穩定的標準誤差（Bootstrapped robust standard errors）。*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1

53張靜華澳門銀行業窗口等待時間的競爭策略：基於霍特林線性城市模型的分析比性。在將來的研究中若能有針對性地收集銀行經營策略變數並對銀行的排隊時間進行實際抽樣統計，將有助於更好地把握澳門商業銀行的市場特性。總而言之，該模型為澳門銀行業重新審視其窗口業務管理，制定長遠發展和競爭策略來解決銀行“排長龍”現象提供了理論基礎和依據。另外，中國國有商業銀行在各大城市的分支網點也普遍存在窗口等待時間過長，銀行“排長龍”等問題，而且長期得不到解決甚至有加劇的趨勢。本研究的結論同樣適用於中國國有商業銀行的競爭，因而具有較普遍的相關性和參考價值。參考文獻[1] Hotelling H., Stability in Competition, Economic Journal, 1929, 39 (153): 41-57.[2] Cachon G. P., Harker P. T. Service Competition, Outsourcing and Co-Production in a Queueing Game [EB/OL]. (1996-03) [2012-07-08]. http://knowledge.emory.edu/papers/889.pdf.[3] Cachon G. P., Harker P. T. Competition and Outsourcing with Scale Economies. Management Science, 2002, 48 (10): 1314-1333.[4] Gallay O., Hongler M. O. Waiting Time Penalties to the Hotelling Model [EB/OL]. (2006) [2012-07-08]. http:/ /ccm.uma.pt/publications/15692 ccm-123-06.pdf.[5] 岳中剛. 轉換成本、鎖定效應與定價策略研究——以銀行卡產業為例. 河北經貿大學學報，2008，29 （2）：48-52.[6] 于久洪. 基於霍特林模型的雙寡頭銀行貸款競價博弈. 華東經濟管理，2011，25（8）：155-158.[7] 劉錦釗. 因應市場結構模式試論銀行業務發展策略. 澳門金融管理局季報，2005，17（10）：3-17.[8] 澳門金融監管局. 澳門特區政府存款保障延續措施的具體範圍及操作規則（傳閱檔第043/B/2010-DSB/AMCM號）[EB/OL].（2010-12-30） [2012-07-08]. http://www.amcm.gov.mo/rules_and_guidelines/laws/bank/Ch_Av_043_2010.pdf.[9] 李君濠、何毅華. 金融安全網與澳門的相關安排. 澳門金融研究季報，2011，20（7）：87-110.[10] Seshaiah, S. Venkata, and Vunyale Narender. 2007. Factors Affecting Customers’ Choice of Retail Banking. The Icfai University Journal of Bank Management 6 (February): 34 – 46.[11] 劉錦釗. 建立澳門銀行優質品牌及相應建議. 澳門金融管理局季報，2005，15（4）：3-12.[12] Mckinnon R., Money and Capital in Economic Development; Washington: The Brookings Institution, 1973.[13] BIS, Risk Concentrations Principles, [EB/OL] (1996-01-01) [2012-08-10]. http://www.bis.org/publ/bcbs63.pdf[14] Clark T., Dick A., Hirtle B., Stiroh K.J., and Williams R., The Role of Retail Banking in the U.S. Banking Industry: Risk, Return, and Industry Structure, FRBNY Economic Policy Review, 2007, 17(3): 39-56.[15] Wooldridge J. M.. Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, Cambridge: The MIT Press, 2001.附錄論文中相關公式推導計算的原始記錄：（所使用軟體為 Maple 數學軟體）

55第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 金融機構所有權結構對風險的影響因素研究喬　森，鍾　忱，李　帥，卜慧美（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：從美國的次貸危機，到歐洲的債務危機，各國的金融市場都受到不同程度的影響，全球經濟也正處於低迷狀態。嚴重的損失使政府、企業和人們都開始關注風險管理。究其根源，學者發現有關金融機構所有權對風險的影響研究甚少。所以本文選取金融機構作為研究對象，採用16家中國上市銀行具體的所有權結構的數據，通過面板回歸分析所有權結構對風險的影響。研究發現，隨著我國股權分置改革的推進，上市銀行已基本實現了股份全流通，有利於銀行分散各種風險，提高銀行績效。關鍵詞：金融機構；所有權結構；風險A Research of the Influence Factors of the Financial Institutions Ownership Structure to RiskSen QIAO, Chen ZHONG, Shuai LI, Huimei BU( Macau University of Science and Technology, Faculty of Management and Administration, Macao, China )AAstractt: As we can see, the global economy is in recession. The governments, companies and people are beginning to focus on risk management because they suffered serious losses in the financial crisis. Tracing their original sources, the ownership structure is one of the important factors affecting the enterprise risk. Therefore, the paper chooses the sixteen financial institutions as the research industry. Using detailed ownership data from a sample of China listed banks, the paper examines the effect between ownership structure and various risks by panel regression analysis. The study finds that, with the advance of China's split share structure reform, the listed banks have the basic realization of the shares in full circulation, which is conducive to the bank dispersed to various risks and improve bank performance.eyyordst: Financial Institution; Ownership Structure; Risk收稿日期：2012-10-31；修訂日期：2012-12-07。喬森，男，澳門科技大學金融專業碩士研究生。E-mail: qiaosenboy@163.com，Tel: 157037556660 引言從 2007 年 8 月開始浮現，始於美國並蔓延影響到全球經濟的金融危機，對我國的金融市場和經濟同樣有著顯著的影響。Bonin et al.（2005）[1]指出銀行所有權主體的性質對風險有著重要的影響。特別是在發展中國家，國家持股比例越高，銀行的風險也就越嚴重。但這與葉欽華（2010）[2]得出的國家股比例與銀行風險負相關的研究結論相悖。Laporta & Shleifer（2002）[3] 提出兩種觀點：一是政府股東發展觀點，另一個是政府股東政治觀點。其中，政府股東發展觀點認為政府在金融體系中扮演著重要的角色。支持發展觀點的有Adrianova et al.（2002）[4] 證明政府持有銀行股份可以增加社會公眾對銀行系統的信任。而政府股東政治觀認為國有企業只不過是政治家追求個人政治目標的一種手段。支持政治觀點的有 Sapienza（2004）[5] 和 Khawaja & Mian（2004）[6] 對該觀點提供了實證分析。所以關於所有權結構對風險的影響，到目前為止還沒有一致的定論。

56國內外許多學者已做過關於所有權結構對風險影響因素的研究，在風險指標的選擇上，一般採用資產收益的標準差、β（Beta）值不良資產率等作為風險的衡量指標，如 Grace（2004）[7] 用到資產報酬率的標準差來衡量企業風險。Yoser & Mohamed（2003）[8] 用到 β（Beta）值作為衡量公司風險的標的。但本文採用了新巴塞爾協議的分類方法，分別對市場風險、信用風險和操作風險與金融機構所有權結構的相關性進行分析。本文數據取樣於中國 16 家上市銀行自上市日起至 2011 年 6 月的半年報資料。在研究方法中，採用面板模型進行實証回歸分析，檢驗金融機構所有權結構對風險的影響因素。因 2008 年金融危機的影響，對總體數據與 2007 年 12 月份後的數據做對比發現，2007 年 12 月份後，股權集中度對銀行的風險呈 U 型關係；國家持股對銀行的市場風險呈顯著負相關關係，且呈上升趨勢，與操作風險呈顯著負相關關係，且呈下降趨勢；而法人持股對信用風險呈顯著正相關關係，且呈上升趨勢，與操作風險呈顯著負相關關係，且呈上升趨勢。1 文獻綜述近年來，金融機構所有權結構對風險的影響程度越來越重要，國內外學者對此做了許多相關研究，于團葉，陳翩翩（2012）[9] 認為所有權結構應當從兩個方面來分析，一是股權集中度，比如前五大股東、前十大股東的持股比例；二是股權構成，如國家股東、法人股東以及社會公眾股股東的持股比例。王昌銳，倪娟（2012）[10] 在其研究中也同樣認為所有權結構應從股權集中度和股東屬性兩個方面考慮。從股權集中度對風險的影響來看：Dolde et al.（2010）[11] 通過實證研究發現，股權集中度與風險之間存在著 U 型關係，而 Giaani & Elena（2007）[12] 研究得出的主要結論為：當考慮到銀行股權結構時，銀行的股權集中度與銀行的破產風險之間的正向關係更為明顯，尤其當國有銀行佔有較大份額的時候關係更為顯著；Kenneth & Richard（2007）[13] 在其研究中也支持這一觀點，指出股權集中度與銀行風險之間存在著顯著的正向關係，即股權集中度越高，銀行風險越高。國內方面，楊有振，趙瑞（2010）[14]以我國 11 家商業銀行 2004 ～ 2008 年的面板數據為樣本做實證研究發現，股權集中度與風險正相關，國家股占總股份的比重與風險正相關，適度分散股權集中度和降低國家股占總股份的比重將有助於化解商業銀行的風險。而王曉楓，吳從根（2011）[15] 通過以我國 14 家上市銀行 2001 ～2010 年的年度數據為樣本，研究發現，對股份制銀行和城市商業銀行來說，股權集中度越高，信用風險越小；而對國有銀行來說，股權集中度越高，銀行風險越高。Laporta & Shleifer（2002）[3]研究發現，國有股權在銀行的比例正在逐年下降，但目前依然是全球範圍內最主要的所有權結構形式，我國銀行業也不例外。從股東屬性對風險的影響來看：黃薇（2009）[16] 認為國家股比例與風險資產呈正相關關係，而法人股比例和流通股比例與風險資產呈負相關關係。欒天虹，吳靈玲（2011）[17] 通過實證分析上市銀行治理機制對風險承擔的影響，對此也表示認同，認為國有股比例與銀行風險正相關，流通股比例與銀行風險負相關。而葉欽華（2010）[2] 卻認為國家股比例與銀行風險負相關。綜上所述，現有關於金融機構所有權結構對風險的影響因素的研究還在進一步的探討中。本文希望通過分析中國不同銀行、不同時期的所有權結構對風險的影響，深入研究及討論二者之間的相互關係。2 實證模型2.1 研究假說綜合國內外的研究現狀，本文提出了以下九個假說：第一大股東持股比例與風險呈正相關關係；前十大股東持股比例的平方之和與風險呈正相關關係；國家股比例與風險呈正相關關係；法人股

57喬森，等金融機構所有權結構對風險的影響因素研究比例與風險呈負相關關係；流通股比例與風險呈負相關關係；銀行資產規模與風險呈正相關關係；資產負債率與風險呈正相關關係；通貨膨脹增長率與風險呈負相關關係；法定存貸款比率與風險呈負相關關係。2.2 構建模型根據前文的假設，本文構建的概念模型為：Y(i,t)=α0+α1G1(i,t) + α2H10(i,t) + α1Gov(i,t)+α4Com(i,t) + α5Liq(i,t) + α6SIZE(i,t) + α7LAR(i,t) + α8GCPI(i,t) + α9RODLR(i,t) +ɛ2.2.1 因變量定義如下市場風險 VaR（Y1），Jorion（1996）[18] 定義了 VaR 計算公式為：VaR = E（w）- w'，其中 E（w）為資產組合的預期值，w 為持有期末的資產組合的價值。w = w0（1+r），w0 為持有期初資產預期價值，r 為收益率；w' = w0（1+r'），r' 為一定置信水準 c 下的最低收益率，所以 VaR = w0（E（r）- r'），計算 VaR 等價於推算 E（r）和 r'。信用風險 Z-score（Y2），Stiroh（2004）[19] 定義了 Z-score 計算公式為：Z-score= [ROA+（E/A）] /σROA，其中，ROA：average return of assets；（E/A）：average（Total Equities/Total Assets）。操作風險 K（Y3），新巴塞爾協議定義了 K的計算公式為 K= [ ∑ i=1（G1iXɑ）] / N，其中，K：operational risk；GI：annual gross income（positive value）；N：years which annual gross income is positive；α：15 % 。2.2.2 自變量定義如下由第一大股東持股比例 G1（第一大股東持股數 /總股本）、前十大股東持股比例平方和H10（前十大股東持股比例的平方和）；國家股 Gov（國有股 + 國有法人股 / 總股本）；法人股 Com（境內法人股 + 境外法人股 / 總股本）；流通股 Liq（流通股 / 總股本）表示。2.2.3 調節變量定義如下銀行資產規模（SIZE），SIZE=ln（TA）；其中，TA：total asset。資產負債率（LAR），LAR=TL/TA；其中，LAR：liabilities-assets ratio；TL：total liabilities；TA：total assets。通貨膨脹增長率（GCPI），GCPI=（CPIt-CPIt-1）/CPIt；其中，GCPI：growth rate of Consumer Price Index；CPI：Consumer Price Index。法定存貸比率（RODLR），RODLR=OIR/OLR 表示。其中，RODLR：Ratio between Official Deposit and Loan Rate；OIR：Official interest rate；OLR : Official loan rate。2.3 數據來源本研究是以 16 家中國上市銀行的面板數據為研究對象，所使用的數據來自各銀行上市日至2011 年 6 月份為止的半年報資料，以及中國國家統計局。銳思金融數據庫、萬得（wind）金融數據庫、萬方數據庫、中國知網數據庫（CNKI）、華藝中文查詢平臺、中國統計年鑒全文數據庫、中國金融年鑒、中國人民銀行數據庫。3 實證結果與分析3.1 描述性統計由表 1 可以看出，金融機構的各種風險在不同的衡量指標下差異甚大。其中，市場風險的衡量指標VaR皆為負值；信用風險的衡量指標Z-score的最大值與最小值之間相差甚遠；作為操作風險的衡量指標 K，由於其數值過大，所以在實證研究中取其對數 Ln（K）。在自變量方面，代表股權集中度的第一大股東持股比例的均值為 0.2243，最大值為 0.6755，最小值為 0.0590；而前十大股東持股比例平方和的均值為 0.1151，最大值為 0.5358，但最小值僅有 0.0117，可見股權集中度的差異很大；而對於不同的股東屬性，流通股的均值遠遠大於國家股和法人股。在調節變量上，金融機構的內部變量（資產規模和資產負責率）的變動程度不大，即最大和最小值之間的差距不大；但外部變量（通貨膨脹增長率和法定存貸款利率）的變動程度相對較大。3.2 相關性分析由表 2 可以得出：第一大股東持股比例（G1）與市場、信用及操作風險間存在着顯著的正相關

58表1 各變量之描述性統計Mean Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis因變量VaR -0.7355 -0.0628 -3.2448 0.6249 -1.8362 6.6104Z-score 18.0524 66.1510 0.4867 9.2680 0.6103 5.9228Ln（K） 21.4789 24.4767 18.1651 1.4506 0.2359 2.4667自變量G1 0.2243 0.6755 0.0590 0.1775 1.4912 3.9851H10 0.1151 0.5358 0.0117 0.1456 1.6241 4.1860Gov 0.1797 0.8266 0.0001 0.2336 1.2074 3.1150Com 0.3067 0.9646 0.0076 0.1869 1.1724 5.1502Liq 0.8255 1 0.1660 0.2915 -1.3551 3.1772調節變量SIZE 27.2560 30.3048 22.9558 1.6044 -0.1928 2.7999LAR 0.9460 0.9798 0.8692 0.0232 -0.9217 3.7947GCPI 0.0022 0.0327 -0.0781 0.0254 -1.5297 5.2089RODLR 0.4584 0.8929 0.3750 0.1007 2.2639 9.5168表2 VaR、Z-score、K與各解釋變量的相關性ρsig G1 H10 Gov Com Liq SIZE LAR GCPI RODLRVaR0.3102**0.00000.4036**0.00000.06150.3781-0.07340.3463-0.2019**0.00910.3133**0.00000.08150.2821-0.02270.7950-0.2811**0.0000Z0.1227*0.08320.1312*0.07360.2209**0.0383-0.08010.2486-0.07380.30230.1431*0.0541-0.02230.79910.09080.1833-0.2232***0.0030K0.7281**0.00000.7433**0.00000.2331**0.0042-0.3112*0.0000-0.4437*0.00000.9812*0.00000.1837*0.01020.07280.3351-0.2210**0.0330 注：***顯著水準為1%時。 **顯著水準為5%時。*顯著水準為10%時。表3 銀行所有權結構與風險相關性的回歸結果Dependent 市場風險VaR 信用風險Z-score 操作風險KCONSTANT 0.9418***（0.4666） 7.8950***（2.9842） -2.0234**（-2.2251）G1 -4.2915***（-4.5104） 0.8577（0.6877） -0.1254（-0.2924）H10 6.6600***（5.4799） -1.8919（-1.1875） 0.6013（1.0981）Gov -0.4487**（-2.4563） 0.2440（1.0188） -0.1462*（-1.7758）Com -0.5606**（-2.2796） 0.1095（0.3396） -0.1665（-1.5024）Liq -.05214***（-3.0162） -0.5241**（-2.3128） -0.3867**（-4.9642）SIZE 0.0915**（2.1234） 0.1987***（3.5179） 0.9315***（47.9869）LAR -2.7949（-1.1855） -9.7310**（-3.1489） -2.1708**（-2.0436）GCPI -0.5660（-0.3796） 3.7929*（1.9406） -3.5552***（-5.2917）RODLR -1.4141***（-3.0636） -2.2422**（-3.7058） 1.1549***（5.5532）Adjusted R2 0.3570 0.1452 0.9758Model-F statistic 13.2144 4.7360 887.1829Prob（F-statistic） 0.0000 0.0000 0.0000 注：***顯著水準為1%時。 **顯著水準為5%時。*顯著水準為10%時。

59喬森，等金融機構所有權結構對風險的影響因素研究關係；前十大股東持股比例平方和（H10）與市場、信用及操作風險間存在着顯著的正相關關係；國家股（Gov）持股比例與信用及操作風險間存在着顯著的正相關關係；法人股（Com）持股比例與操作風險間存在着顯著的正相關關係；流通股（Liq）持股比例與市場及操作風險間存在着顯著的負相關關係。資產規模（SIZE）與市場、信用及操作風險間存在着顯著的正相關關係；資產負債率（LAR）與操作風險間存在着顯著的正相關關係；通貨膨脹增長率（GCPI）與信用及操作風險間存在着不顯著的正相關關係；法定存貸比率（RODLR）與市場、信用及操作風險間存在着顯著的負相關關係。3.3 多元回歸分析從表 3 中可以看出，第一大股東持股比例對市場風險有着顯著的負相關關係，說明第一大股東持股比例越高，銀行的市場風險越低，與假設一不相符合。前十大股東持股比例與銀行的市場風險有着顯著的正相關關係，說明前十大股東持股比例平方和越高，銀行的市場風險越大，與假設二相符合。在國家持股比例與風險關係的實證結果中，對市場風險和操作風險的影響都是顯著的，但方向卻與假設三相反，即國家持股比例越大，銀行所受的市場風險越小，結論與 Adrianova et al.（2002）[4] 相同，證實了國有股東對銀行控制市場風險有正面的作用。法人股對銀行的市場風險有着顯著的負相關關係，與假設四相符合。說明法人持股越多，銀行的市場風險越小。流通股對銀行的市場風險、信用風險和操作風險的影響均呈現顯著的負相關關係，即流通股占的比例越大，銀行的風險越低，該結果與假設五相符合。銀行的資產規模對市場風險、信用風險及操作風險都具有顯著的正相關關係，與假設六相符合。即表示金融機構的資產規模越大，對該機構的風險影響也會越大。調節變量中的資產負債率對信用風險和操作風險皆有顯著的負相關關係，與市場風險同樣也存在負相關關係，但不顯著，即資產負債率越大，銀行的所面臨的風險將越小，與假設七不相符合。通貨膨脹增長率與操作風險有顯著的負相關關係，與假設八相符合。法定存貸比率與市場風險和信用風險都存在顯著的負相關關係，即法定存貸比率越高，銀行所受的風險影響越低，與假設九相符合。3.4 面板數據模型分析3.4.1 構建模型與變量選取本文將採用平行數據模型進行研究。因為農業銀行和光大銀行於 2010 年上市，所以不能加入到面板數據研究當中。最終選取其餘 14 家上市銀行從 2007 年 12 月到 2011 年 6 月，以半年為週期，共 8 期 112 個數據。因變量為 VaR、Z-score 和 K，定義與計算公式與前文相同。根據前文多元回歸的結果，第一大股東與風險的關係可能為U型關係，所以在下文中加入其平方項對其進行證實。同時，由於 2007 年 12 月份以後，所有銀行股份實現了全流通，即流通股比例皆為 100%，對風險的影響失去了效應，所以排除該變量。新的模型用以分析的自變量為 G1、G12、Gov 和 Com, 調節變量數為SIZE、LAR、GCPI 和 RODLR。模型如下： Y(i,t) =α0+α1G1(i,t) + α2G12(i,t) + α3Gov(i,t) + α4Com(i,t) + α5SIZE(i,t) + α6LAR(i,t) + α7GCPI(i,t) + α8RODLR(i,t) + ɛ3.4.2 模型估計本文將先通過 Likelihood 檢驗（對固定效應模型）和 Hausman 檢驗（對隨機效應模型）判斷該使用固定或是隨機效應模型，然後用所選定的模型進行回歸分析。 1）市场风险（VaR）表4 市场风险的Likelihood检验结果Effect Test Statistic d.f. Prob.Cross-section F 18.9205 （13,90） 0.0000Cross-section Chi-square 147.5267 13 0.0000表5 市场风险的Hausman检验结果Test Summary Chi-Sq.Statistic Chi-Sq. Prob.Cross-section random 46.4728 8 0.0000由表 4 和表 5 可知，經過 Likelihood 和

60Hausman 檢驗，說明兩種模型对 VaR 都具有顯著意義。根據 George G. Judge（2011）[20] 原則對比兩個模型的 Adjusted R2 和 DW 值，最終確定隨機效應模型對 VaR 進行實證分析。2）信用風險（Z-score）表6 信用風險的Likelihood檢驗結果Effect Test Statistic d.f. Prob.Cross-section F 217.6435 （13，90） 0.0000Cross-section Chi-square 389.6829 13 0.0000表7 信用風險的Hausman檢驗結果Test Summary Chi-Sq.Statistic Chi-Sq.d.f. Prob.Cross-section random 0.0000 8 1.0000注：Cross-section test variance is invalid. Hausman statistic set to zero.由表 6 和表 7 可知，只有 Likelihood 通過檢驗，故選擇使用固定效用模型，再根據金謀幸（2011）[21] 等過往學者的做法，對模型分別用OLS（ordinary least square）和 GLS（generalized regression model）進行回歸 , 並從降低殘差平方和與調整 DW 統計量這兩個指標來考慮，最終確定用 GLS（cross-section weights）對 Z-score 進行回歸。3）操作風險（K）表8 操作風險的Likelihood檢驗結果Effect Test Statistic d.f. Prob.Cross-section F 6.5469 （13，90） 0.0000Cross-section Chi-square 74.5478 13 0.0000表9 操作風險的Hausman檢驗結果Test Summary Chi-Sq.Statistic Chi-Sq.d.f. Prob.Cross-section random 0.0000 8 1.0000注：Cross-section test variance is invalid. Hausman statistic set to zero.由表 8 和表 9 可知，只有 Likelihood 通過檢驗，故選擇使用固定效用模型，再根據金謀幸（2011）[21] 等過往學者的做法，對模型分別用OLS 和 GLS 進行回歸，並從降低殘差平方和與調整 DW 統計量這兩個指標考慮，最終確定用 GLS（cross-section weights）對 K 進行估計。3.4.3 回歸結果由表 10 可知，第一大股東持股比例對市場風險與信用風險皆有顯著的負相關關係，而其平方則與風險成正相關關係，證實了股權集中度與銀行的市場風險和信用風險呈 U 型關係。國家持股比例對市場及信用風險的影響有顯著的負相關關表10 銀行所有權結構與風險相關性的回歸結果Dependent VaR Z-score KCONSTANT -3.4049（-1.2673） 3.2031***（4.0946） 4.1498**（2.5834）G1 -8.6082***（-4.3321） -0.8960***（-2.7037） 1.9001*（1.9169）G1（2） 8.7503***（3.5709） 0.6701（1.3669） -1.8380（-1.2876）Gov -0.5215*** （-3.0643） -0.0938*** （-2.9729） -0.0553（-0.6517）Com -0.5277**（-2.6806） 0.1688***（5.6728） -0.1619*（-1.6915）SIZE 0.8134***（9.4283） 0.0097（0.5655） 0.7092***（12.6489）LAR -18.8283***（-6.9946） -0.6026（-1.1151） -2.0249（-1.4685）GCPI -1.5616（-1.5951） 0.1450（0.9134） -0.4479（-0.9237）RODLR -1.4614（-3.3189） 0.1630**（2.3208） -0.5535**（-2.5634）Adjusted R2 0.5211 0.9715 0.9932Model-F statistic 16.0976 1172.7740 777.0132Prob（F-statistic） 0.0000 0.0000 0.0000 注：***顯著水準為1%時。 **顯著水準為5%時。*顯著水準為10%時。

61喬森，等金融機構所有權結構對風險的影響因素研究係，即國家持股比例越大，銀行所受的風險越小，證明了國家持股的增加可增強公眾的信心，从而推動銀行業的發展。法人股對銀行的市場及操作風險有顯著的負相關關係，說明法人持股越多，銀行所受到的市場和操作風險越小。銀行的資產規模對市場及操作風險都具有顯著的正相關關係，即表示銀行的資產規模越大，對其風險的影響也越大。資產負債率對市場風險有顯著的負相關關係，與信用風險和操作風險同樣也存在負相關關係，但不顯著。即資產負債率越大，銀行的所面臨的風險將越小。因為銀行業的特殊性質使其區別於其他行業，高資產負債率可更促進發展，其資產負債率越高，越有利於它的發展。通貨膨脹增長率在三大風險中皆沒有顯著的作用。該變量的顯著性雖然不高，但當移除時會降低模型的擬合度。法定存貸比率與信用風險存在着顯著的正相關關係，而與操作風險則有顯著的負相關關係。說明法定存貸比率的增加會使得銀行的信用風險增大，而操作風險則降低。3.5 對比分析筆者曾對 2007 年前後數據進行對比，可能由於數據太少，造成 2007 年前 P-value 不顯著，2007 年前後 Coefficient 沒有明顯差異，不具備參考價值，故將其刪去，然後選擇將總體數據與2007 年 12 月份以後的數據做對比分析。表 11 為所有權結構與風險相關性的實證結果匯總：3.5.1 内部原因（股权分置改革）股份的全流通必定會對上市公司的所有權結構造成重大的影響，而其改變又會對公司的風險有所影響，所以使得本文用總體數據得出的實證結果與 2007 年 12 月份以後的數據有所不同。3.5.2 外部原因（全球金融危機）金融危機直接影響了銀行的風險，這也是導致本文用總體數據與 2007 年 12 月份以後的數據分別回歸得出的結果有所不同的原因。3.5.3 直接原因（新巴塞爾協議）2007 年 2 月，中國銀監會頒佈了《中國銀行業實施新資本協議指導意見》，標誌著我國正式啟動了實施《新巴塞爾協議》的工程。這是直接導致 2007 年 12 月份以後銀行的所有權結構與三大風險相關性變化的原因。4 研究結論與建議本文通過研究發現，因 2008 年受到金融危機的影響，我們對總體數據與 2007 年 12 月份後的數據做了一個對比分析，發現自 2007 年 12 月份後，股權集中度對銀行的風險呈 U 型關係；國家持股對銀行的市場風險呈顯著負相關關係，且呈上升趨勢，與操作風險呈顯著負相關關係，且呈下降趨勢，但與信用風險卻由正向關係變為顯著的負相關係；而法人持股對信用風險呈顯著正相關關係，且呈上升趨勢，與操作風險呈顯著負相關關係，且呈上升趨勢，但與市場風險依舊保持顯著負相關關係。實際上，我國在這次全球性的金融危機中受益匪淺。除了經濟上受到部份影響，但對比起美國與西歐國家的損失而言，我國受到表11 所有權結構與風險相關性的實證研究結果匯總Dependent總體 07年12月以後市場風險 VaR信用風險 Z-score操作風險 K市場風險 VaR信用風險 Z-score操作風險 KG1 -4.2911*** 0.8577 -0.1253 -8.6101*** -0.9432*** 1.9001*G1（2）該變量已刪除（前文已說明） 8.7512*** 0.6701 -1.8383H10 6.6638*** -1.8919 0.6013 該變量已刪除（前文已說明）Gov -0.4490** 0.2442 -0.1462* -0.5225*** -0.1002*** -0.0553Com -0.5613** 0.1095 -0.1665 -0.5283** 0.1694*** -0.1622*Liq -0.0524*** -0.5225** -0.3917*** 該變量已刪除（前文已說明）注：***顯著水準為1%時。 **顯著水準為5%時。*顯著水準為10%時。

62的影響還是相對較小。而從我國各上市銀行自2007 年 12 月份以後對風險的控制上看，確實比以前有了更大的改進，對歐美國家的風險控制漏洞引以為戒，同時又在管理方法上與國際接軌。雖然按照我國商業銀行的發展水準和外部環境，我國的銀行業在短期內尚且不具備全面實施《新巴塞爾協議》的條件。所以銀監會確立了分類實施、分層推進、分步達標的基本原則。隨著此次金融危機的影響的蔓延以及影響程度的加大，人們對風險的防範和管理更加重視，運用不同的計量方法對各種風險進行計算與對比研究，可以獲得較準確的風險指標，對風險管理的發展更有意義。在所有權結構的分類方面，可以運用國外學者的分類方法，並與之結果進行對比研究。或是將研究範圍擴展到港、臺地區的上市銀行，對比其所有權結構與風險的相關性，並與我國內地的上市銀行的結果進行對比分析，使研究成果更有實際意義。在可能的情況下增加數據量有利於提高模型的精確度，使得實證結果更有說服力。參考文獻[1] Bonin. J. P., Hasan, I., Wachtel,P. (2005). Bank performance, efficiency and ownership in transition countries. Journal of Banking and Finance，29, 31-54.[2] 葉欽華（2010）。我國商業銀行股權結構與風險承擔的實證研究[D]。華中科技大學，2010。[3] Laporta, L., Shleifer (2002). Government Ownership of Banks. Journal of Finance, 2(1).[4] Adrianova, S, D. Panicos and Shortland (2002). State Banks, Institutions and Financial Development. Leicester, United Kingdom. University of Leicester Mimeographed document.[5] Sapienza, P. (2004). The Effects of Government Ownership on Bank Lending. Journal of Financial Economics. 72, 357-384.[6] Khawaja, Asim Ijaz and Atif Mian. (2004). Corruption and Politicians: Rent-Seeking in an Emerging Financial Market, Miemo Kennedy School, Harvard University.[7] Grace, E. (2004). Contracting Incentives and Compensation for Property-Liability Insurer Executives . Journal of Risk and Insurance, 7(2), 285-307.[8] Yoser,G. & A.A.Mohamed.(2003). Ownership Structure and Risk: A Canadian Empirical Analysis. Quarterly Journal of Business & Economics, 42(1-2), 19-36.[9] 于團葉，陳翩翩（2012）。基於生命週期的中小企業股權結構對績效的影響[J]。同濟大學學報（自然科學版），2012,40（6）：955-959.DOI：10.3969/j.issn.0253-374x.2012.06.026。[10] 王昌銳，倪娟（2012）。股權結構、董事會特徵與盈餘管理[J]。安徽大學學報（哲學社會科學版），2012,36（1）：141-149。[11] Dolde, Walter and Knopf, John D.(2010). Insider Ownership, Risk, and Leverage in Reits. Journal of Real Estate Finance and Economics, Vol. 41, No. 4, 2010[12] Giaani De N., Elena L. (2007). Bank ownership, Market Structure and Risk. Working paper, 217.[13] Kenneth, S. Richard J. (2007). Corporate Governance and Bank Performance. Federal Reserve Bank of Kansas City. September 2007.[14] 楊有振，趙瑞（2010）。中國商業銀行風險規避與股權結構：基於面板資料的經驗與證據[J]。財貿經濟，2010,（6）：33-39。[15] 王曉楓，吳叢根（2011）。公司治理對我國商業銀行風險影響的實證研究[J]。長沙理工大學學報（社會科學版），,2011,26（6）：73-79。[16] 黃薇（2009）。我國商業銀行代理成本、股權結構與風險資產關係研究。江西財經大學金融碩士學位論文。[17] 欒天虹，吳靈玲（2011）。商業銀行公司治理對風險承擔水準影響的實證研究[J]。當代經濟，2011,（15）：146-149。[18] Jorion, (1996). Value at Risk: the new benchmark for controlling market risk. Chicago: Irwin.[19] Stiroh, Kevin J. (2004). Diversification in Banking: Is Noninterest Income the Answer? Journal of Money, Credit and Banking, Blackwell Publishing, 5, 852-853.[20] George G. Judge. (2011). An Information Theoretic Approach to Econometrics. [21] 金謀幸（2011）。基於VaR的我國A股市場風險計量。中國市場（金融領域），第一期，56-57。百位文化學者聚首澳門暢論文化多元共融發展由澳門基金會贊助，澳門科技大學承辦的澳門論壇3月26日在澳門威尼斯人度假村會議廳隆重開幕。首屆澳門論壇邀請到海內外近百位世界知名的文化研究學者和大學校長聚首澳門，暢論文化多元共融發展。除主題演講外，論壇亦設“跨學科的多元文化研究”、“多元文化與澳門發展”、“多元文化傳承著的使命”三個分論壇，在威尼斯人度假村酒店及科大同時進行，逾50位學者發言。論壇彙聚來自文學、史學、宗教學、藝術學、教育學等多學科的跨界聲音，共同探討文化的內涵、多元文化的現狀與未來，從而引起思想碰撞，激發共鳴。通過對話，與會嘉賓分享了各自學術領域中最新的文化研究成果，以及對多元文化的理解和看法，眾多學者的多元探尋激發出了與會人員很多共同的關注點。校園文化

63第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗連智華1 ，林瑤鵬1，龍堂展2 ，黃　華1（1. 澳門科技大學行政與管理學院，澳門；2. 澳門城市大學管理學院，澳門）摘要：本文基於社會交換理論視角，探索職業壓力下民營企業員工知覺主管支持、心理資本同工作績效之間的影響，以及心理資本對主管支持與職業壓力之間的調節作用。研究以珠三角和海峽西岸經濟區域的10家房地產企業員工之363份調查資料進行統計分析，通過結構方程模式檢驗了樣本數據不存在共同方法偏差問題，最后，模型實證結果表明，在沿海區域的民營企業特定環境下，員工職業壓力在知覺主管支持與工作績效之間發揮中介作用；其中工作績效主要包括了任務績效和週邊績效；而員工心理資本則調節了主管支持與職業壓力之間的影響。關鍵詞：知覺主管支持；心理資本；職業壓力；工作績效Relationship Research Aetyeen Perception and JoA Performance for the Real Estate Companies Stafft:the Effect of Moderator and Mediator on JoA Stress VieyZhihua LIAN1, Yaopeng LIN1, Tangzhan LONG2, Hua HUANG1( 1. Faculty of Management and Administration, Macau University of Science and Technology, Macau, China )( 2. Faculty of Management, City University of Macau, Macau, China )AAstractt: This paper is based on the view of social exchange theory, explore the influence between perceived supervisor support, psychological capital and job performance for private enterprise on the job stress, and how to play a moderation in psychological capital between perceived supervisor support and job performance. In the research, we collected 363 survey data from 10 real estate enterprises in the Pearl River Delta and West Straits Economic Zone for statistical analysis, and applied structural equation model for demonstration analysis, found that the research did not exist problem of common methods biases. Finally, the results indicate that under the specific background of the coastal area of private enterprise, job stress plays a mediating role between perceived supervisor support and work performance, which job performance contains task performance and contextual performance. In addition, psychological capital also makes moderated effect between perceived supervisor support and work performance.eyyordst: Perceived Supervisor Support; Psychological Capital; Job Stress; Job Performance收稿日期：2012-10-31；修訂日期：2012-12-11。基金項目：澳門特別行政區基金會社會科學研究項目（1888）；福建省福州市交通運輸委員會2012綜合課題項目——員工工作績效研究（FZJT20120701）。通訊作者：連智華，男，澳門科技大學行政與管理學院博士研究生，主要研究方向為組織行為學與人力資源開發、市場管理。Email:lawrancelian@gmail.com

640 引言當前，隨著知識經濟時代的來臨，企業外部環境不斷轉變，為了在競爭激烈的市場中佔有一席之地，組織無不致力於掌握和爭取有限的資源，然而，企業的資金、廠房、設備、技術等增值資本，要能獲得充分的運用發揮，則必須借重組織成員的專業與努力。而人力資源管理的對象主要為“人”，但其影響層面卻是整個“組織”，故其功能也隨著組織的擴展而日顯重要；在此環境之下，員工的心理知覺、職業壓力將如何產生和影響組織績效，受到重視和期許也得到了相應提升，其中，主管的支持與愉快工作等正面心理力量不容小覷，對於邁向組織成功的道路也會有類似導向的效果。然而，在眾多管理者著重績效導向的同時，卻並不等同於員工的職業壓力、主管支持程度和心理特質受到了重視，尤其是大部份中國民營企業，其員工所承受的職業壓力、主管支持情況和自我心理狀態感知，不僅可能影響其身心發展與工作績效，也對企業的正常運轉產生影響。事實上，員工的心理資本、知覺主管支持等個人心理特質可能通過整體工作感受來匹配從而共同作用於實際工作表現，反之，研究職業壓力等員工關係相關議題卻沒考慮到個人心理狀態和組織環境，也可能會影響到研究結果，此亦是本研究探討個人對組織的影響，將知覺主管支持、心理資本、職業壓力與工作績效一起置入研究之原因。此外，在中國的企業資料中，民營組織佔據了 2/3，其所屬員工的隊伍越發龐大，已然成為一組不可忽視的群體；作為國之經濟命脈的民營房地產企業隨著新一輪宏觀調控的實行，其存貨壓力漸增，企業已從價格較量發展到縮小人員規模，在職員工幾近承擔著多個崗位職責且背負沉重的績效指標，導致工作效率低下，實可謂內外憂患；在這樣的大背景下，員工角色愈來愈重要，其整體訴求的體現和能力的發揮，對組織功能會有很大的影響，故探討民營地產企業員工面對職業壓力以及何種主管支持和心理資本會對他們有較好的工作表現是必要的。本研究試圖引入知覺主管支持、正向心理資本和職業壓力變量，通過主管支持、心理資本對工作績效的影響為考量視角，並基於社會交換理論來整合探討民營地產企業員工職業壓力的中介效應在員工知覺主管支持、心理資本同工作績效之間的影響，以及員工職業壓力在受到知覺主管支持和心理資本評價的調節效應下如何發揮作用，以期為企業戰略性人力資源管理實踐提供相應的啟發性思路和依據。1 理論與假設1.1 知覺主管支持、心理資本與工作績效的研究近十年來，關於知覺組織支持的研究備受國內外學者的追寵，此概念源於 1986 年由 Eisenberger et al.[1] 以社會交換理論發展而出，其認為員工會對組織形成整體的信念，用此信念來評估或衡量組織對員工的支持程度。因而，當員工能夠擁有眾多資源選擇時，如加薪、培訓、晉升等等，基於互惠的原則，其會感受到責任感的存在，進而更加努力以回報組織支持，説明組織達成目標。隨後，Kottke & Sharafinski[2] 提出了知覺主管支持是對組織支持概念的一種延伸，意旨員工感受到主管重視其貢獻與價值，並且關心他們福祉的程度。此種延續可以說是由高而低的組織承諾，就某種程度而言，主管即代表著組織，組織代理人受職責所托可以表現出組織的規範、制度等，組織的傳統、慣例亦與主管有關，組織可透過代理人負責組織評估與指導員工的工作績效。此外，Greller & Herold[3] 在研究中發現，事實上，組織中員工從其直屬主管所獲得的支持要比從整體組織得到的多。因此，說明相較之下，主管支持無論從便利性、時效性方面都會對員工產生直接的影響。進一步關注知覺主管支持的研究構成和分類，通說而言，主要可以分為情感性支持、資訊性支持、工具性支持、評價性支持和工作家庭支持[4, 5]，這種支持體系應屬於初級支持系統，聯結的是主管與員工之間的關係，根據社會交換理論意涵，組織中存在兩種交換關係，員工與組織以及員工與主管之間的交換關係；其中與組織的交換關係會

65連智華，等地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗影響到員工對組織的感知態度，包括組織認同、組織承諾等，從而影響到員工角色行為的表現，而與主管的交換關係，則會出於不同的知覺，產生不同的態度和行為。從以往的研究來看，主管支持不僅能夠帶來員工正向的工作態度和組織行為，並且本身的作用影響亦被充分驗證為可以量化工作行為的關鍵性因素。Thomas & Ganster[6] 的研究顯示，主管支持對工作、家庭事務的控制知覺有正相關，進而有較低的工作家庭衝突、較優異的員工績效和較低程度的工作壓力。Rhoades and Eisenberger[7] 則針對性地將知覺主管支持的相關理論文獻進行綜述，并進一步指出知覺主管支持與員工行為績效和態度有顯著的相關性；與此同時，Anderson et al[8] 借助調研說明，工作相關的社會支持，尤其是來自于主管，能提供情感支持和實質幫助，讓員工在工作環境下壓力感受減輕，從而提高了工作績效。我國學者雷宏振等人[9]通過實證總結出知覺主管支持程度越高，員工就越容易對其產生較高程度的信任，且越能促進組織成員之間的知識轉移。值得一提的是，知覺主管支持除了顯著性地影響到員工對組織承諾之外，同樣對主管承諾、組織公民行為和角色績效產生正向的作用[10]。Shanock 等人 [11] 發現下屬的知覺主管支持對其角色內和角色外績效均呈現積極的線性影響關係。由此可見，提高員工知覺心理狀態，尤其是主管支持的感知程度對於提高績效是具有重要意義的。對於心理資本而言，其作為狀態性的人格特質，近年來逐漸發展成企業人力資源管理聚焦之熱點。積極心理學創始人馬丁塞裡格曼（Martin Seligman）[12] 于 2003 年在他的暢銷書《Authentic Happiness》（《真正的幸福》）中首次提起“心理資本”，他認為應該將聚焦點放在個人長處與良好的心理品質。換言之，我們應關注事物積極的一面，而非著重於消極因素；此即心理資本的意涵，或者稱之為積極心理資本的核心。緊隨其後，學者們將積極心理學的概念引入到組織行為與管理研究中，形成了正向組織行為領域。Luthans et al.[13] 首先界定了心理資本是瞭解自己內心中可以帶來正面情緒的特質，亦即瞭解自己到底擁有什麼樣的個人特質（Who you are）。而Luthans,Youssef and Avolio[14] 則補充認為心理資本所重視的個人特質與也包含了社會資本中重視的“你認識誰”與人力資本重視的“你知道些什麼”，因為此兩項都是包含在個人特質之中。然而，在組織生態中，這些狀態與特質則主要承載著自我效能或自信心、樂觀、希望以及韌性等四種要素，這四個內涵共通的特點是擁有獨特性、可經由各種方式衡量與開發，同時對組織績效具有影響力。透過已有的研究成果可知，心理資本能夠對員工工作績效與工作態度產生重要而獨特的影響，並且其預測作用已超過了社會資本[15]。與此同時，侯二秀等人[16]的研究結論也直接顯示出員工的積極心理資本是可以對個體創新績效產生影響。進一步表明了員工的積極心理能力提高，會促使其對組織責任感知程度的增強，這種知覺責任亦使他們實施更多積極的組織公民行為，一方面提高內部的溝通效率，將衝突成本盡可能降至最低，有助于企業實現目標，而另一方面，促使員工全面融入組織氛圍，增強組織認同感和承諾，從而正向影響員工績效。如前所述，知覺主管支持與員工心理資本都在不同程度和方向影響著工作績效，究其本質，與此類影響所帶來的員工角色意識增強和責任認知提升有關，因而促使其自發施展出正向的角色內和角色外的行為，該行為亦即工作績效。所謂工作績效，是指個人在組織工作時的外在行為表現並且對組織任務貢獻達成的品質與數量[17]。我國學者方來壇、時勘[18]從角色理論出發，進一步指出工作績效不僅是對於特定目標達成程度的一種衡量，同時強調其不論適用何種測量指標，都應與企業的目標相一致。當前，理論界關於工作績效的構成學說，從屬性上頗有爭議，一般而言，大多數學者界定為二元構面的概念，但也有專家將其分類屬於多元屬性。本研究傾向於認同Borman and Motowidlo[19] 提出的將工作績效分為任

66務績效（Task Performance）與週邊績效（Contextual Performance）組成之結構體系，此二元學說在組織管理領域中影響深遠，具有實踐價值和現實意義，並一度被奉為工作績效之經典引用。此後，Motowidlo & van Scotter[20]繼續明確了“工作績效”主要由任務績效和週邊績效兩種元素構成；任務績效詮釋的是員工在工作任務範圍以內的活動所表現出的熟練度；週邊績效則體現的是員工於其任務活動以外，對組織效能有貢獻的其他活動所表現出的一種熟練度，包括自願執行非正式規定活動、堅持完成任務、合作及幫助別人、以及在非正式場合贊同、支持與防衛組織目標的熱誠等。1.2 職業壓力及其中介效應職業壓力作為 Stress 的中文專屬用詞，其最初源於拉丁文字“Stricu”, 主要意指綳緊。根據《漢語大詞典》的解釋，壓力包含有兩層含義，分別是物體所承受的與表面垂直的作用力和制伏人的力量。而壓力的概念最早卻源於物理學和工程學領域，主要是用來測量物質相關的精密度，是一種涉及物質能量及抵抗緊張的能力，即單位面積下所承受之力。早些年，關於壓力研究更多偏向于心理和精神學層次，直至 1964 年，Kahn[21] 將壓力管理的經營理論引入到組織研究中，他最早探討了工作中的壓力問題，大部分是指對工作無法適應，所引發一些生理及心理的反應。而這些無法適應的原因有可能來自工作環境，也有因為工作本身與工作者能力無法配合。Beehr and Newman[22]綜合有關研究，將職業壓力定義為一種在與工作有關的因素及員工自身交互作用下，改變個體心理與生理狀態的結果。筆者在總結 French et al[23]觀點的同時，認為在職場生涯中，員工對工作環境無法適應，造成了直接衝擊與影響所引發的個人生理、心理及行為上的改變，即為職業壓力；此種壓力是通過個體與環境無法很好的匹配所引起的，個體有各種需求與能力，包括主管支持、組織支持、積極正向的個人心理狀態等，而工作則同樣存在各種誘因與要求，如組織認同、工作負荷、工人品質和個人責任等；若個體與工作配合不當，亦即個人與組織環境不一致或者不相稱，無法取得供需平衡，則會產生職業壓力。值得注意的是，此時的環境包括內在環境與外在環境，可以說是一種約束或者是要求，影響範圍包括了心理與生理，是一種刺激與反應之間交互作用所產生的不愉快現象，每個個體因為本身抵抗壓力與排解壓力的能力不同，造成對壓力所感受的程度亦有不同。大體而言，職業壓力亦是一個能介于員工知覺心理、主管支持同工作績效間關係的中介效應。過去的研究均指出，當員工知覺主管支持越高，自我心理效能越積極，越發有助于降低員工的職業壓力。例如：Cronpanzano et al.[24] 就認為，一個高度支持的組織環境，會使得員工感受到關懷并減少恐懼，降低在組織中的不確定感，并使員工覺得隨時可以從他人處得到援助，因而降低員工的壓力。另一方面，縱觀壓力的歷史發展沿革，不難發現，職業壓力對其後果的影響在國內外許多的研究中已被證實[22，25~28]，並且大部份成果集中在兩個層面，分別是個人層面和組織層面。其中個人層面主要體現在工作滿意、離職傾向、組織公民行為、身心健康等，而組織層面則最主要表現在工作績效。需要關注的是，個人層面的負面作用最終依舊可轉化為對組織績效上的影響，如工作投入程度減弱、缺乏責任感、工作不滿意、對組織不關心、對同事不關心、缺乏創造力、曠工、自動離職、有意外事故的傾向等等同樣反應在工作行為表現上。但是，職業壓力除了負面的效應之外，同樣存在積極的行為表現，適度的壓力反而可以激勵員工向上積極和成長的動力。Ivancevich & Matteson[29] 就提出適量的壓力會令人對刺激產生挑戰或滿足感的反應，如果沒有此種壓力，個人會缺乏動機及創造力。我國學者王永麗等[27]通過調查研究明確了銷售人員的工作壓力會對其工作滿意、工作態度和組織承諾產生正向的顯著性效應。Janis[30] 和 Lazarus[5] 兩位學者則強調，個人對事物的不同認知，會產生不同程度的壓力感。而職業壓力所產生的焦慮是影響工作績

67連智華，等地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗效的主要原因，如果能減少員工職業壓力，就可減少員工焦慮，進而增加員工工作績效，相似地，若是能一定程度上給予員工在情感上、工具上、評價上以及工作家庭方面的支持力度，適時提高其自我效能等心理感知，而此時壓力所產生的消極影響將大大降低，甚至有鼓勵和促進效應，進而正向影響工作績效，這也是本研究所持的觀點，因而，我們提出如下假設： ● H1 職業壓力在民營企業員工知覺主管支持同工作績效之間具有中介效應 ● H2 職業壓力在民營企業員工心理資本同工作績效之間具有中介效應1.3 心理資本對職業壓力之調節影響綜合過往關於組織行為學領域的調節變量研究，可以看出，大多是屬於個人的外顯特徵，或是外顯行為。然而，鮮少有相關成果針對個人的心理狀態或知覺角度出發，觀察員工心理知覺情況的不同，來評價是否會產生調節效果。Seligman和 Csikszentmihalyi[31] 提出，正負向的心理狀態，會對個人的行為產生影響。從與壓力相關的研究發現，正向的心理狀態，會減少壓力所帶來的衝擊[32]。李曉豔、周二華等[33]分別以心理資本、和組織支持感作為調節變數驗證了顧客言語侵犯對服務人員離職意願的影響研究。因此，心理狀態較正向的人，較樂意主動改善所遇到的困境及挑戰。過去學者認為，高自我效能者傾向主動積極的行為，會嘗試突破環境中的限制或自我改善，以達成目標[34]；Ferris[35] 更是在 1996 年就提煉出心理資本之調節因素，他指出，在組織過程中，有人朝向正向的行為發展（包括：工作滿足、工作投入），而有人卻朝向較負面的行為發展（例如：工作焦慮、退縮行為等），這是因為其中有兩項重要的因素產生調節：即是心理控制與瞭解。另外，高恢復力者能在面對改變、挫折或威脅時，有恢復到平常水準的能力[36]；高樂觀者，會嘗試將事件往好的方向來解釋[37]；高希望者則會嘗試取得過去成功的經驗，轉換成執行目標的動力及途徑[38]。由此可知，正向心理資本各構面會將人的心理導向驅往積極的思考或解決方式，從而減少職業壓力，乃至退縮行為的發生。Cropanzano, R. et al.[24] 研究則顯示，具有較高組織支持感的員工，其職業壓力評價通常處於相對較低水準，組織可以創造一種可預期的組織環境和互助的同事關係，從而降低員工的職業壓力水準。而在此之前，與工作領域相關的研究中，社會支持已是重要的調節干擾變量[39, 40]，並且社會支持確實能夠提高個體所知覺的控制能力，從而減少衝突壓力[6]。當然，我們不應該忽略一個關鍵性問題，即一個支持員工的工作環境能給予員工直接的協助與有用的資訊[41]。換言之，在某種特定的情境上，若是由於員工自我效能等心理狀態不足緣故，導致個人的動機和行動之間的連接中斷，而此時若能提供適當的主管支持，分別給予情緒、行動或資訊方面的協助，將有助於增強其自我效能感知，個體所知覺到的主管支持程度將對其個體行為的表現產生影響。基於上述觀點，本研究推論以下假設： ● H3 員工心理資本能與知覺主管支持交互調節對職業壓力的影響圖1 理論模型2 研究設計與方法2.1 研究樣本概況為了驗證上述理論假設，本研究以部份珠三角經濟區（珠海市、中山市、東莞市、深圳市）和海峽西岸經濟區（福州市、廈門市、泉州市、龍岩市、汕頭市、撫州市）的 10 家房地產類民營企業的員工作為樣本，展開結構性問卷施測，從而獲取研究資料。由於系統取樣比較困難，故

68採用便利抽樣和整群抽樣，調查主要集中在房地產行業，但盡可能選取了不同職能背景、崗位和工作年限的被試者，從而力求樣本之異質性和有效性。我們首先對調查員實施了培訓，確保調查員在調查過程能清晰地詮釋本調查目的，并且承諾對調查結果的保密，消除被試者的顧慮以確保問卷的完整性和真實性；調查人員事先對每一份問題進行編號，填答完畢后，由調查員密封后收回，進行后期的錄入與處理。研究在受試企業發放了員工問卷，主要瞭解知覺主管支持、員工心理資本、職業壓力感知和工作績效評價。最後，總計發出 400 份問卷，回收 363 有效問卷，有效回收率為 90.75%。在 363 個員工總樣本中，男性員工有 172 人，占總樣本 47.4%，而女性員工則有 191 人，占總樣本 52.6%，男女比例基本持平；從年齡分佈來看，21 ～ 30 歲員工有 194 人，占總樣本 53.4%，31 ～ 40 歲員工有 103 人，占總樣本28.4%；關於員工學歷構成情況，有 284 人接受過高等教育，占總樣本 78.2%，一定程度說明了民營企業人力資源的需求趨勢；另外，對於員工在該企業工齡而言，有 71.9% 員工的企業年資不超過4 年，而大部份則處於 1 ～ 3 年之間，占了總數51.2%。2.2 研究方法與測量本研究借助 IBM SPSS 20.0 和 IBM AMOS 20.0 統計工具展開實證分析，主要運用到描述性統計分析、信度分析、結構方程模型、相關分析、多元階層回歸分析等。研究使用問卷研究法，針對主要研究變量採用合適的量表加以量測，其中主要研究變量包括“知覺主管支持”、“心理資本”、“職業壓力”和“工作績效”部份，同時還包含了年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學資訊等六項背景控制變量的調查。調查所採用的是李克特五級量表，其中 1 表示完全不同意，5 表示完全同意，要求被試者根據自身實際情況填答。研究所涵蓋的構面主要包括如下內容：（1）知覺主管支持，主要詮釋的是員工相信主管重視其貢獻、關心其福祉的程度之信念，也就是說主管以正面態度面對員工的同時，員工也會以正面的態度與貢獻回報主管。該研究變量採用的是 Anderson et al.[8] 和 Kottke and Sharafinski[2] 的主管支持量表來衡量，共涉及 14 題，操作定義主要包括了：“工作上遇到問題，直屬主管能支持我”、“主管會主動與我分享工作上的經驗”、“當有家庭或私事需要照顧時，主管會給予幫助”、“主管會肯定我解決問題的能力”等。該構面的內在一致信度係數 Cronbach's α 值為 0.941，顯示出較好的內在可靠性。（2）心理資本，主要包括了員工在組織工作過程中的自信心、樂觀、希望和韌性等心理特質，其中自信心是對員工自我效能的定義，樂觀是一種抱持好事臨近的心理狀態，希望則源自于不斷重複成功的代理以及路徑所產生的正面情緒，韌性是一項能調適壓力所帶來負面影響的人格特質。本研究採用 Luthans 等人 [14] 所設計之 PCQ 量表。針對心理資本四要素，共有 17 題進行測量，主要包括了：“我自信能在工作領域上表現我的專業”、“當工作上遇到不確定狀況時，我通常會往好的方向預期”、“現階段的我正積極追求我的工作目標”、“在現行工作中，我能同時處理許多事情”等。該構面的內在一致信度係數 Cronbach's α 值為 0.896，顯示出良好的內在可靠性。（3）職業壓力，本文採用 House et al.[42] 設計的“職業壓力量表”。此部份分別從個人責任、工作品質、工作負荷、角色衝突以及工作與家庭方面加以考量，共涉及到 22 題項。主要包含了：“我感覺同其他人相比，我負擔了太多的責任”，“我覺得我必須做的工作數量可能會影響到我完成工作的品質”，“我覺得無法滿足與我一同工作的人提出的不同的要求”，“我感到我的工作可能會影響到我的家庭生活”，“我的工作機會讓我沒有時間處理好各種事情”，“工作相關的問題讓我失眠”等。該構面的內在一致性信度Cronbach's α值為 0.924。（4）工作績效，評價的是員工完成工作的效率與效能。本文採用了 Motowidlo & Van Scotter[20]

69連智華，等地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗的工作績效指標進行測量，該構面由任務績效和週邊績效兩個內容構成，其中任務績效主要是衡量員工對工作任務的熟練程度，週邊績效則測量了員工對本身任務指派以外，但是對組織整體有貢獻的活動，共計 15 道題，具體內容包括：“在團隊常與其他同事保持合作”、“能常按照作業程式工作，並避免越級行事”、“能主動解決工作上遇到的問題”、“在同事有困難時候，能夠給予相應的支持和幫助”，“常期望指安排或指派一個挑戰性工作”、“工作中能顧及工作倫理”等因素。該構面分成兩個維度進行測量，任務績效的 Cronbach's α 檢驗值為 0.890，週邊績效的Cronbach's α 值為 0.889，表明其具有良好的內在一致性信度。3 資料分析與結果3.1 描述統計與相關性分析透過描述性統計分析來觀察研究模型中各變量的均值、標準差及其相互關係，具體各研究變量的均值、標準差、信度和相關係數詳見表 1。首先，我們調查發現被試者感知到的職業壓力（M=3.25）相對地處於較低水準，這也不難理解，研究調查主要集中在地產民營企業，年輕員工受訪者佔據超過 80%，且絕大部份缺乏工作經驗，說明新進入職場人士相對未做足工作準備，或者說員工個體還未進入工作狀態，對工作角色扮演、個人責任和工作負荷等方面的認識有待進一步加強。其次，統計顯示受訪者對知覺主管支持的評價普遍處於中立態度（M=3.85），一定層面上表達了員工在工作過程中對於主管的訴求，包括了對情感性、工具性、規範性和評價性的支持；而員工心理資本則較之減弱一些（M=3.72），但亦無明顯的積極偏向，此資料充分表明了民營企業員工心理狀態整體較為平淡，對於通過其個體心理資本包括自信心、樂觀、希望和韌性等因素來解決工作中存在的問題還存在距離；此外，就被調查者的整體工作績效而言，發現員工的週邊績效評價（M=3.91）要高於其任務績效評價（M=3.76），某種程度上透露出受訪者在職場生涯中工作生態，換言之，他們可能因為未能較好地匹配工作投入，對任務角色尚無明晰的定位使之任務績效降低，同時也可能出於組織氛圍、行業特性和組織文化等環境因素令週邊績效有了較高的評價；關於被調查者的工作績效和工作感受情況，儘管整體評價趨向于中立或積極，但在組織層面和個人層面的影響狀況，究竟員工的這些工作感受是否受到職業壓力的中介作用以及員工的心理資本同知覺主管支持的交互調節效應，有待進一步深入的研究和分析。通過皮爾森係數相關分析，我們進一步探索民營企業員工知覺主管支持、心理資本、職業壓力以及工作績效之任務績效和週邊績效之間的相互關係，從表格 1 不難看出，本文中涉及的研究變量均存在相關性。其中，知覺主管支持同心理資本的相關係數為 0.581**，二者之間存在著顯著的正相關，表明當員工感知主管支持有高度匹配時，他們自身所反應到的心理狀態也會更加強烈。表1 描述統計與相關分析研究變量均值標準差 Cronbach's a 1 2 3 4 5知覺主管支持 3.85 0.61 0.941 _心理資本 3.72 0.51 0.896 0.581** _職業壓力 3.25 0.67 0.924 0.345** 0.485** _任務績效 3.76 0.57 0.890 0.287** 0.558** 0.253** _週邊績效 3.91 0.52 0.889 0.451** 0.538** 0.297** 0.507** _ 注：N=363；** p＜0.01

70而主管支持感知與職業壓力之間的相關係數為0.345**，同樣存在顯著的相關關係，換言之，即說明員工所感知到主管支持的高低程度將直接引起員工的職業壓力。與此同時，知覺主管支持與任務績效的相關係數為 0.287**, 顯示了員工在工作過程中，獲得主管支持程度越高，本身工作任務所反射的績效則會更加明顯；其與週邊績效的相關係數為 0.451**，較之任務績效系數值略有提高，並且存在顯著地正相關，足以表明當員工知覺主管支持有高度匹配時，他們的週邊績效也會越發優異。另外，員工心理資本同職業壓力之間存在著顯著的相關關係，皮爾森係數為 0.485**，可以說是員工的心理狀態不同呈現情況可將影響著個人職業壓力程度；而心理資本與任務績效的相關係數為 0.558**，與週邊績效的相關係數為0.538**，皆存在顯著的正相關關係，表明當個人心理資本所展現出強烈之自信心、樂觀、希望或者韌性一面時，他們所投入工作也會產生更加明顯的任務績效和週邊績效。當然，員工的職業壓力感知同他們的績效同樣存在著一定相關性。無論員工的個人壓力與任務績效（0.253**）還是與週邊績效（0.297**），挑戰性程度越高都會對他們的工作績效產生正向的影響。3.2 共同方法偏差控制Podsakoff et al.[43] 將共同方法偏差（common method biases）以及控制方法進行了較完整的綜述，他們認為由於相同的資料來源或評分者、相同的測量環境、專案語境以及專案本身特徵所造成的預測變量與效標變量之間人為的共變即是共同方法偏差。本研究中 , 由於各測量項目均由同一受訪者提供資訊 , 有可能存在共同方法偏差 , 且內部效度的形成將受到共同方法變異的威脅。故有必要對樣本資料進行共同方法偏差的核對總和控制。檢驗時 , 我們首先用 Harman's 單因數檢定方進行共同方法變異檢測，將所有題項進行探索性因子分析（EFA），在未轉軸情況下，第一個主成份如果只出現一個因數或數個因數中，某因子的解釋力大於 50%，即可判定存在嚴重的共同方法偏差，因為人為的（與理論無關）共變具體存在。其次，採用控制未測單一方法潛在因子的辦法，通過結構方程模型來實現；根據熊紅星等學者[44]觀點，該方法之變異分析思想是 , 測量構念的題目的分數變異可以分為對應的特質變異、方法變異和測量誤差。具體而言 , 就是將共同方法因子作為一個潛變量進入結構方程模型 , 允許所有測量構念題目除了負荷在所屬構念因子上，還在此單一潛在因子方法上負載 , 同時比較控制前後的模型擬合程度。如果有共同方法因子的模型的各項擬合指數明顯優於無共同方法因子的模型 , 則各變量之間存在嚴重的共同方法偏差。研究在採用 Harman's 單因子檢定法將樣本所有題項進入探索性因子分析，以主成分因素檢定，未轉軸因子分析結果發現可抽取 5 個特徵值大於 1的因子，且第一個因子解釋力僅為 25.30%，遠小於 50% 之判定標準，由此可見，本研究並無嚴重的共同方法偏差問題。進一步，通過結構方程模型驗證分析，將所有題項負載在共同方法潛因子上，通過表 2 統計結果顯示，我們可知，加入單一潛在因子後的結構模型適配性未顯著優於研究架構模式，相對地，加入共同因子前的擬合程度要更加優於單一因子驗證模型，充分說明了本研究並無共同方法偏差的問題。3.3 中介效應檢驗為了驗證職業壓力是否會在民營企業員工的知覺主管支持、心理資本同其工作績效中起到中介作用，本研究中，我們將員工整體工作績效分成兩個維度進行衡量，分別是任務績效和週邊績效，因此對職業壓力中介效應的假設檢驗通過 4組模型展開分析，同時利用了多元層次回歸技術來展開檢驗。表 3 和表 4 對此做出了具體的假設檢驗分析，結果發現，民營企業員工的知覺主管支持能通過個體職業壓力感受正向影響員工的任務績效和週邊績效。從表 3 中可知，模型 1 納入了員工的年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學變量作為研究的控制變量；模型 2 則顯示了員工對主管

71連智華，等地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗表2 控制未測單一方法潛在因數法模型競比　共同方法 X2 df X2/df CFI NFI RMSEA IFI GFI加入共同因數前 271.511 112 2.424 0.955 0.926 0.063 0.955 0.924加入共同因數後 236.169 100 2.362 0.961 0.936 0.061 0.962 0.931表3 中介效應之階層回歸分析1變數模型1 模型2 模型3 模型4任務績效任務績效職業壓力任務績效週邊績效週邊績效職業壓力週邊績效年齡 0.028 0.015 0.062 0.004 0.058 0.037 0.062 0.027學歷 0.087 0.092 0.004 0.091 0.038 0.046 0.004 0.045性別 -0.048 -0.064 -0.043 -0.056 0.019 -0.006 -0.043 0.001工齡 0.055 0.096 -0.128* 0.120* 0.004 0.072 -0.128* 0.094婚姻 -0.111 -0.064 -0.118 -0.042 -0.091 -0.014 -0.118 0.006主管 -0.107 -0.073 0.053 -0.083 -0.073 -0.019 0.053 -0.028主管支持　 0.273*** 0.322*** 0.214*** 　 0.446*** 0.322*** 0.391***職業壓力　　 0.185** 　 0.170**R2 0.062** 0.133*** 0.148*** 0.162*** 0.031 0.219*** 0.148*** 0.243***Adj-R2 0.047** 0.116*** 0.132*** 0.143*** 0.015 0.203*** 0.132*** 0.226***F 3.953** 28.821*** 40.795*** 21.024*** 1.894 85.295*** 40.795*** 49.664*** 注：N=363；*** p＜0.001；** p＜0.01；* p＜0.05表4 中介效應之階層回歸分析2變量模型5 模型6 模型7 模型8任務績效任務績效職業壓力任務績效週邊績效週邊績效職業壓力週邊績效年齡 0.028 -0.017 0.037 -0.016 0.058 0.015 0.037 0.013學歷 0.087 0.075 -0.012 0.075 0.038 0.026 -0.012 0.027性別 -0.048 -0.020 0.000 -0.020 0.019 0.047 0.000 0.047工齡 0.055 0.070 -0.164** 0.068 0.004 0.019 -0.164** 0.027婚姻 -0.111 -0.070 -0.137* -0.071 -0.091 -0.051 -0.137* -0.044主管 -0.107 -0.067 0.049 -0.066 -0.073 -0.034 0.049 -0.037心理資本　 0.538*** 0.475*** 0.542*** 　 0.527*** 0.475*** 0.503***職業壓力　　 -0.009 　 0.051R2 0.062** 0.342*** 0.269*** 0.342*** 0.031 0.300*** 0.269*** 0.302***AdjR2 0.047** 0.329*** 0.255*** 0.328*** 0.015 0.286*** 0.255*** 0.286***F 3.953** 151.082*** 106.199*** 75.353*** 1.894 136.635*** 106.199*** 68.806*** 注：N=363；*** p＜0.001；** p＜0.01；* p＜0.05支持程度的感受因為職業壓力評價而正向影響其任務績效，具體而言，知覺主管主支持（β=0.273，P ＜ 0.001）對任務績效顯示出正向顯著效應，知覺主管支持（β=0.322，P ＜ 0.001）對職業壓力亦存在顯著關係，納入中介變量後，職業壓力（β=0.185，P ＜ 0.01）中介作用顯著，並且回歸係數明顯減弱（β=0.214 ＜ 0.273，P ＜ 0.001），模型中的 R2 擬合值較為理想，因此，職業壓力評

72價在知覺主管支持同員工任務績效之間具有顯著的中介效應。而模型 3 同樣控制了員工的年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學變量，以期為研究統計獲取更為客觀的檢驗結果；模型 4主要檢驗的是知覺主管支持通過員工職業壓力評價同其週邊績效之間的關係，其中知覺主管支持（β=0.446，P ＜ 0.001）對週邊績效具有顯著性關係，而對職業壓力同樣具有正向的回歸效應，納入中介變量之後，職業壓力（β=0.170，P ＜0.01）中介作用顯著，並且知覺主管支持同週邊績效還存在直接的關係，因變量明顯減弱（β=0.391＜ 0.446，P ＜ 0.001），模型中的 R2 擬合值均達到理想標準，因而，民營企業知覺主管支持可以通過員工職業壓力評價正向影響其週邊績效。再者，表格 4 充分檢視了員工的心理資本通過職業壓力顯著影響整體工作績效。具體而言，模型 5 控制了員工的年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學變量，以期為研究統計獲取更為客觀的檢驗結果；模型 6 驗證了員工職業壓力是否間接影響知覺主管支持與任務績效間的關係，其中心理資本（β=0.538，P ＜ 0.001）對任務績效顯示出正向的回歸效應，心理資本（β=0.475，P ＜ 0.001）同職業壓力之間存在顯著性關係，納入中介變量之後，職業壓力（β=-0.009，P＞0.05）之中介作用不顯著，雖然心理資本與任務績效還具有直接的關係（β=0.542，P ＜ 0.001），R2 擬合係數也較為理想，但是中介變量在模型中並未起到顯著的回歸效應。進一步來看，模型 7 同樣納入了員工的年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學變量作為研究的控制變量，而模型 8則是將員工職業壓力評價來間接影響心理資本和週邊績效之間的關係，回歸統計結果顯示心理資本（β=0.527，P ＜ 0.001）對週邊績效顯示出正向的回歸效應，心理資本同職業壓力之間顯著關係依然存在，相似地，納入中介變量之後，職業壓力（β=0.051，P ＞ 0.05）之中介效應不顯著，儘管心理資本與週邊績效同樣具有直接的關係（β=0.503，P ＜ 0.001），R2 擬合係數也達到理想臨界值，但是中介變量在模型中並未起到顯著的回歸效應。由上可知，民營企業員工對其知覺主管支持能夠通過員工職業壓力感知正向影響整體工作績效，一方面員工重視主管支持等組織認同程度，從而進一步促進工作任務與品質的改善，另一方面員工關注個人工作感受，如職業壓力、自我效能等亦可作為特定的載體，在一定層面上影響員工之週邊績效和工作生態。故研究之職業壓力中介模型假設獲得部份支持，其中研究假設 1獲得成立。3.4 調節效應檢驗雖然在相關和中介效應分析中，研究皆驗證了員工對於其主管支持評價和心理資本的感知會影響到他們的職業壓力，但是我們同樣需要具體分析，這種因果關係是否會受到員工個人心理層面的影響與干擾。本文側重於從個體和組織角度去分析，當員工對某一類元素比較關注的時候，會不會使得另一類元素與職業壓力之間相互關係發生變化。本研究選擇了民營企業被訪者員工的年齡、學歷、性別、工齡、婚姻和主管等人口學變量作為控制變量，資料分析採用多元層級回歸方法，為了避免加入交互項後帶來的多重共線性問題，分別對自變量與調節變量做了中心化處理，然後再計算其交互項並帶入回歸方程之中。統計回歸結果如表 5 所示，調節圖如圖 2 所示。圖2 心理資本調節效應具體分析，模型 10 發現當納入知覺主管支持和心理資本交互項後的模型擬合度 R2 為（0.289，

73連智華，等地產企業員工知覺心理同工作績效影響：職業壓力觀點之調節中介效應檢驗P ＜ 0.001），F 值為（39.453，P ＜ 0.001），達到理想的判定標準，且 R2 值較之前模型具有明顯的提升。除此之外，我們還通過檢驗回歸係數可知，知覺主管支持同職業壓力（β=0.322，P ＜0.001），心理資本同職業壓力（β=0.475，P ＜0.001），均具有顯著性關係，納入交互項後，知覺主管支持與心理資本之交互作用（β=0.132，P＜ 0.001）同職業壓力間存在顯著性回歸效應，說明有正向的預測作用。因此，鑒於層級回歸的結果，員工心理資本與知覺主管支持確實會交互干擾影響員工職業壓力程度，故研究假設 3 得以支持，也可以說，其雙向調節模型假設可以成立。4 結論與討論儘管員工職業壓力的前因與後果已被不少研究證實，但立足于知覺主管支持、心理資本評價與工作績效的視野來共同探索影響其行為的中介及調節模型研究還比較鮮見。早前，關於職業壓力和工作績效的研究主要是囿于組織行為學體系之個人行為或組織層面；而本研究的價值之一就是考察了民營地產企業員工對主管支持感知和其心理資本等人格特質評價後，所揭示出的工作績效內在聯繫；其次，突破了原有研究模型的局限，關注到在組織管理過程員工個人內在與主管支持的雙向交互影響，一方面員工的主管支持感知究竟能否通過職業壓力這一中介來影響工作績效？而其又能否與心理資本共同作用於職業壓力起到調節效應？另一方面民營企業員工的職業壓力是否能接受心理資本間接影響工作績效？並且心理資本能夠扮演主管支持與職業壓力之間的調節變量。結果證實了本文提出的部份假設。總體而言，本研究拓展了組織行為學的理論實證研究，為管理者在員工職業開發、組織公民行為的管理實踐提供了理論依據。首先，本研究發現，知覺主管支持能通過職業壓力對工作績效產生顯著的正向影響，即職業壓力對於知覺主管支持與工作績效之間有中介效應，同時知覺主管支持對於工作績效也具有直接效應。換言之，民營企業員工對於其主管支持評價由於其職業壓力感受程度越高越能中介促使自身的工作績效表現優異。因此，組織行為管理中，員工的個人心理狀態和主管層面行為之整合研究對於積極的組織公民行為息息相關；人力資源管理實踐在未來應需要立足於戰略角度，夯實規範表5 調節效應之階層回歸分析變量模型9 模型10職業壓力職業壓力年齡 0.077 0.062 0.037 0.037 0.038學歷 -0.001 0.004 -0.012 -0.010 -0.011性別 -0.025 -0.043 0.000 -0.005 -0.013工齡 -0.177** -0.128* -0.164** -0.155** -0.150**婚姻 -0.173** -0.118 -0.137* -0.129* -0.126*主管 0.013 0.053 0.049 0.054 0.051主管支持SS 　 0.322*** 0.067 0.074心理資本PC 　　 0.475*** 0.437*** 0.413***SS * PC 　　 0.132**R2 0.050** 0.148*** 0.269*** 0.272*** 0.289***AdjR2 0.034** 0.132*** 0.255*** 0.255*** 0.271***F 3.152** 40.795*** 106.199*** 53.831*** 39.453*** 注：N=363；*** p＜0.001；** p＜0.01；* p＜0.05

74制度，理順上下溝通管道，形成具有自身特色之柔性組織文化，注意直屬主管支持的方式和手段，盡可能促使員工在責任及認同歸屬感知方面的共鳴，以期説明組織早日達成目標；與此同時，民營企業員工本身亦需加強對職業壓力的認識和關注，尤其是組織成長環境與角色內外行為也都會反應在其工作績效上。其次，以心理資本作為預測變量來檢驗中介效應，統計結果顯示，員工職業壓力對於心理資本與工作績效之間不具有中介作用，但是，心理資本自身對於工作績效產生直接關係。這也不難理解，一方面職業壓力和心理資本同屬於員工主觀心理狀態，二者之間即有重疊又有區別，本研究之員工心理資本是一種人格特質，主要定位於積極和正向的一面，而職業壓力則是在生理、心理和行為上的反應，其包括了正向和負面的元素；另一方面，心理狀態本身就能引起外在行為表現，若無外界因素進入並且作用其中，很難進一步影響工作產出；所以，及時瞭解員工知覺心理狀況，改善組織環境生態，加強職業壓力因應管理對一個企業有其必要性及重要性；而知覺主管支持和心理資本的戰略重視以及相對輕鬆的工作氛圍則可以提升員工職場投入的熱忱與態度，進而透過主管支持感知的影響對促進組織績效有潛移默化的效果。除此之外，在調節效應方面，研究之實證分析發現，心理資本對於知覺主管支持與職業壓力之間產生調節效果；相應地，亦即知覺主管支持也能與心理資本共同作用于職業壓力，可以說，調節模型成立，并且是是雙向，鑒于交互變量作用同時也是兩個單獨的預測變量，故研究模型圖僅畫出單向模型，但不影響其所表示的意義。關於上述雙向調節作用，也就是說，一方面，民營企業員工的知覺主管支持程度會直接影響到員工工作時的情緒及行為表現，並且會因為自身心理資本優劣而加劇這種影響，員工心理資本越高，主管支持感知則越能正向影響職業壓力；另一方面，知覺主管支持調節影響了心理資本與職業壓力之間的關係，員工對主管支持感知程度越高，其心理資本越能積極影響職業壓力。因此，在組織管理新形勢下，人力資源管理部門應跳出六大常規 HR 模塊的拘束，重新整合佈局，注意員工關係培養與發展，對於挑戰性和阻斷性壓力應有統一規劃和辨別控制，適時將組織和主管支持融入到組織文化，使員工對於內外層面的愉悅和接受度進一步擴大，力促在組織氛圍帶動下，加劇員工對組織績效的回饋和貢獻，並且帶來正向的影響作用。基於上述探討，本文研究了職業壓力視角下民營地產企業員工知覺主管支持、心理資本對工作績效的影響，以及在特定背景的情況下，員工知覺心理的調節作用影響。然研究還存在一定的局限性。未來可以考慮對以下問題進行深入探討 : 首先，本文調查的資料來源單一性，皆出自於地產性質的民營企業，而研究變量之工作績效評價僅由員工自身評價，雖然控制了共同方法偏差，但是難免有較大的樣本風險，因此未來研究應多元調查資料來源，包括要求上級評價、同事評價等，以期獲得更為豐富的研究結果。其次，研究雖然是基於職業壓力的視野首次探討了知覺主管支持、心理資本和工作績效的內在現象，但稍顯解釋力不足，後續研究需要尋求更多的因變量和調節變量來預測通過職業壓力對工作績效的影響，例如員工的智力資本、職業特徵、團隊創造力等變量之研究成果仍舊缺乏，也不失為今後在管理研究中一個有價值的課題。參考文獻[1] Eisenberger,R.,etal.,Perceived organizational support. Journal of Applied Psychology, 1986. 71(2): 500-507.[2] Kottke, J.L. and C.E. Sharafinski, Measuring Perceived Supervisory and Organizational Support. Educational and Psychological Measurement, 1988. 48(4): 1075-1079.[3] Greller, M.M. and D.M. Herold, Sources of feedback:A preliminary investigation. Organizational Behavior and Human Performance, 1975(13): 224-256.[4] L a w r e n c e , T h e s u p p o r t a p p r a i s a l f o r w o r k s t r e s s o r s inventory:Construction and initial validation. Journal of Vocational Behavior, 2007. 70: 172–204.

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76第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 智慧資本對企業價值影響之研究朱順和*，卓　憲，鄢　鑠（澳門科技大學行政與管理學院，澳門）摘要：智慧資本是企業員工的知識與能力，企業價值是同時表現在於其財務資本與智慧資本之上。本研究主要針對香港證交所上市澳門博彩公司的2008年至2011年數據，以增值智慧係數模型進行財務資本及智慧資本對企業價值影響分析。研究結果顯示，財務資本及智慧資本對對企業價值有顯著性的影響。關鍵詞：智慧資本；企業價值；智慧增值係數；博彩業Research of the Impact of Intellectual Capital on Corporate ValueShun-Ho CHU*, Xian ZHUO, Shuo YAN( Macau University of Science and Technology, Faculty of Management and Administration, Macau,China )AAstractt: Intellectual capital is knowledge and capability of employees. Corporate value is attributed form financial capital and intellectual capital simultaneously. This study aims on the evaluation of the impact of financial capital and intellectual capital on corporate value of Macanese casino companies listed in the Hong Kong Stock Exchange based on Value-Added Intellectual Coefficient model using empirical data form 2008 to 2011. The empirical results of this study show that there is a statistically significant relationship between financial capital and intellectual capital and corporate value.eyyordst: Intellectual capital; Corporate value; Value-added intellectual coefficient; Casino industry收稿日期：2012-12-18；修訂日期：2013-06-17。* 通訊作者：朱順和，男，博士,澳門科技大學行政與管理學院助理教授。研究方向：銀行管理、退休金管理.E-mail：shchu@must.edu.mo; Tel：+8869337288700 引言近年來受惠於中國經濟快速成長及港澳自由行旅遊政策，澳門旅遊業持續蓬勃的發展，博彩業的博彩收入亦呈現增長趨勢（朱順和，2011[1]）。2009 年中國國務院頒布《珠江三角地區改革發展規劃綱要（2008 ～ 2020 年）》，澳門發展定位為世界旅遊休閒中心，博彩娛樂場已成為旅遊觀光特殊景點（Hinch and Walker，2005[2]）。2012 年澳門博彩收入高達澳門幣 3041 億元，較2011 年持續增長 13.50%。以博彩收入而言，澳門自 2006 年迄今已位居全球第一大賭城。同時，博彩業的重要性充分反映在其博彩稅收對經濟的貢獻（Upneja， Kim，and Singh，2000[3]），2012 年博彩稅收為澳門幣 1070 億元，佔財政收入來源的80% 以上。整體而言，博彩業已成為澳門第一大經濟產業。博彩業是人力與資本密集的行業（Upneja，Kim，and Singh，2000[3]）。智慧資本是企業員工的知識與能力，可分為人力資本、結構資本及顧客資本（Stewart，1997[4]）。Edvinsson and Malone

77朱順和，等智慧資本對企業價值影響之研究（1997[5]）認為企業價值是同時表現在於其財務資本與智慧資本之上。智慧資本管理是當今知識時代的企業價值核心（Bontis，1998[6]），隨著服務業的大幅增長，企業的無形資產是競爭力與獲利能力的重要影響因素（Stewart，1997[4]）。本研究參考 Pulic（1997）[7] 增值智慧係數模型（Value-Added Intellectual Coefficient Model； VAIC Model），建立研究變數，運用面板數據分析方法（Panel Data Analysis），評析澳門博彩業的企業價值。據此，本研究目的為︰ ● 探究澳門博彩公司企業價值的影響因素。 ● 提出澳門博彩公司經營管理之建議。1 文獻探討1.1 智慧資本定義與衡量1969 年 John Galbraith 首先提出智慧資本（Intellectual Capital）概念，認為智慧資本是企業運用組織營運、決策及腦力行為所產生出的價值。學者更進一步解釋智慧資本的定義與內容。Brooking（1996）[8] 將智慧資本分為市場價值、人力中心資產、智慧所有權資產及基礎設備資產等四大類。Seivby（1997）[9] 認為智慧資本包括內部结構、外部结構及員工能力。Edvinsson and Malone(1997）[5] 提出斯堪地亞市場價值結構（Skandia Market Value Structure），認為智慧資本是企業掌握知識、組織技術、實際經驗、顧客關係及專業技能，具有市場競爭優勢。Low and Kalafut（2002）[10] 將智慧資本視為無形資產，包括技術、顧客信息、品牌、聲譽及企業文化，是無價的企業競爭力。Stewart（1997）[4] 定義智慧資本，是指員工能為企業帶來競爭優勢的一切知識及能力的總和。智慧資本可分為人力資本、顧客資本及結構資本（Bontis，1998[6]）；其中，人力資本是企業產生創新的源頭，員工努力工作可以帶來顧客價值及結構資本的效率；顧客資本即指顧客的價值，衡量指標如市場占有率、顧客滿意度、顧客貢獻度等；結構資本是指不會隨著員工下班回家的知識，可成為企業的財產。其次，本研究歸納出 Luthy（1998）[11]、Williams（2000）[12]、Sveiby（2010）[13] 等人衡量無形資產的方法，主要有：1. 直接智慧資本法（Direct Intellectual Capital Method），就個別的無形資產來評估其價值，如價值開發（Andriessen and Tiessen，2000[14]）、智慧資產評價（Sullivan，2000[15]）；2. 市場資本化法（Market Capitalized Method），評估企業市場價值與股東權益帳面價值之間的差異，如Tobin's Q、無形資產負債表；3.資產報酬法（Return on Assets Method），評估無形資產的平均報酬，如經濟增值（Economic Value Added; EVA）、VAIC（Pulic，1997[7]）；4. 計分卡法（Scorecard Method），確定無形資產不同的組成，再呈現於平衡計分卡或領航圖上，如平衡計分卡（Kaplan and Norton，1992[16]）、斯堪地亞領航（Edvinsson and Malone，1997[5]）。市場資本化法及資產報酬法係以財務報表為基礎，來評估無形資產的價值，計算較為簡單且易於瞭解。直接智慧資本法及計分卡法則衡量因素較全面性，評估較為複雜且較難理解。1.2 增值智慧係數模型 Pulic（1997）[7] 提出增值智慧係數（VAIC）模型，作為企業使用其智慧資本對企業增值效率的衡量。Firer and Williams（2003）[17] 認為 VAIC具有計算容易、有效比較分析及數據來源為會計師審計後財務報表等特性。企業資源包括財務資本及智慧資本；其中，財務資本主要為有形資產資源，智慧資本主要為無形資產資源。因此，VAIC 計算公式如下（Pulic，1998[18]）：。

78資本使用效率是指企業使用財務資本所產出的企業增值，資本使用效率愈高，則表示企業使用財務資本所產出的增值愈高；反之，資本使用效率愈低，則表示企業使用財務資本所產出的增值愈低。智慧資本效率是指企業運用智慧資本所產出的企業增值，智慧資本效率愈高，則表示企業運用智慧資本所產出的增值愈高；反之，智慧資本效率愈低，則表示企業運用智慧資本所產出的增值愈低。另外，智慧資本效率主要由人力資本效率及結構資本效率等二要素構成（Pulic，2000[19]）。結構資本為增值減去人力資本的部份，顯示著人力資本所占增值的比重越大，結構資本的比重就越小；因此，ICE 計算公式如下（Pulic，1998[18]）：。人力資本效率是指企業使用人力資本所產出的企業增值，人力資本效率愈高，則表示企業使用人力資本所產出的增值愈高；反之，人力資本效率愈低，則表示企業使用人力資本所產出的增值愈低。結構資本效率愈高，則表示企業使用結構資本所產出的增值愈低愈高；反之，結構資本效率愈低，則表示企業使用結構資本所產出的增值愈低。綜合以上所述，本研究歸納出增值智慧係數的計算公式如下：1.3 國內外相關文獻Gu（2001a）[20] 探討 1999 ～ 2000 年美國拉斯維加斯賭城與大西洋賭城的營運之差異比較。研究發現拉斯維加斯賭城與大西洋賭城的大型賭場營運績效表現優於小型賭場，主要歸因於其擁有經濟規模效益。研究建議賭場業可透過併購方式達到經濟規模，以維持在成熟博彩市場的獲利能力。 Gu（2001b）[21] 探討 1998 ～ 1999 年美國拉斯維加斯賭城與荷蘭博彩業的營運效率、獲利能力、償債能力與流動性之差異比較。研究發現荷蘭博彩業在營運效率與獲利能力優異於拉斯維加斯賭城，主要歸因於其擁有較有利的博彩市場環境；相對地，拉斯維加斯賭城面對其已漸趨成熟的市場，必須減緩現有賭場規模擴張，積極開發新市場，以提升獲利能力。Lucas，Dunn，Roehl，and Wolcott（2004）[22]指出樓面佈置及特殊博彩特性會影響角子機的績效。研究結果發現，角子機成功關鍵因素是來自其樓面佈置具有可接近性、可見性及緊鄰賭桌區域的核心地點。Gu and Gao（2006）[23] 針對澳門博彩業與北美及歐洲博彩業之間的財務競爭性，進行博彩產品結構、博彩收入組成、資產生產力、財務報酬等項目比較分析。研究結果發現，澳門博彩業在資產生產力及財務報酬等方面競爭力優於北美及歐洲博彩業；但在博彩產品結構及博彩收入組成等方面則未有定論。面對亞洲新興的博彩競爭者，研究建議澳門博彩業要尋求更分散的市場，以完善博彩產品結構及博彩收入組成。Tsai and Gu（2007）[24] 探究 1999 ～ 2003 年的 24 家美國博彩公司之機構所有權與經營績效關係。研究以 Tobin's Q 作為因變量，以機構持有股份比例、總資產的對數、負債與資產比率及固定資產支出與銷售收入比率作為自變量。實證結果顯示，機構持有股份比例、負債與資產比率及固定資產支出與銷售收入比率與經營績效呈顯著正相關，總資產則與經營績效呈負相關，但不顯著。馮海燕、黃業堅（2009）[25] 在競爭愈演愈激烈的澳門博彩業經營環境，經營者的成功取決於眾多營銷和組織因素，諸如人力資源、政府政策、營銷手段和管理方式等。透過博彩娛樂場的服務因素進行探索性因素分析及驗證性因素分析，研

79朱順和，等智慧資本對企業價值影響之研究究發現博彩種類、實體環境和服務款待為衡量娛樂場服務的三大關鍵要素。連信森（2010）[26] 運用包絡線（DEA）模型，探討酒店入住人數、物價水準、內地經濟增長、金融海嘯等因素對澳門博彩業經營效率的影響。研究結論認為，博彩業的規模過大，會導致經營效率下降；博彩業經營效率與酒店入住人數呈正相關，但與物價水準呈負相關。至於內地經濟增長、金融海嘯等因素對博彩業經營效率的影響，則不是很明顯。Tsai，Cheung，and Lo（2010）[27] 為探究品牌淨值（brand equity）與企業績效關係，以問卷調查方式調查 204 位受訪者對澳門六家博彩企業的品牌忠誠度、品牌知覺、品牌印象及品牌認知等四大構面問項。調查結果顯示，經營績效表現佳的博彩企業與以顧客為基礎的品牌淨值有顯著關係。朱順和（2011）[1] 利用流動性、財務槓桿、資產管理能力及獲利能力等四個財務構面，以灰色關聯分析澳門博彩公司經營績效優劣及其影響原因。經實證結果，經營績效表現最佳的永利及澳博，分別歸因於其獲利能力強及資產管理佳所致。相反地，經營績效表現最差的美高梅，主要歸究於其高財務槓桿運用及獲利能力差所致；經營績效表現次差的威尼斯人，則歸究於其流動性及資產管理能力等因素偏低。Kang，Lee，and Yang（2011）[28] 探討美國博彩業產品多樣化與產品補充性對經營績效的影響。研究以 Tobin's Q 及資產報酬率為因變數，以 1 減去赫氏指數及其平方值作為產品多樣化自變量，以博彩收入增長率、酒店收入增長率及餐飲收入增長率作為產品補充性自變量。研究結果顯示，產品多樣化與經營績效呈 U 型關係，而餐飲收入可作為博彩業的補充性產品。古曉晴（2012）[29] 以 2008 ～ 2011 年財務資本指標及智慧資本指標，運用灰色關聯模型，探討澳門博彩公司的經營績效及其影響因素。研究結果顯示，博彩公司的經營績效與財務資本指標及智慧資本指標有著密切關係，且智慧資本對經營績效影響大於財務資本。O' Donnell，Lee，and Roehl（2012）[30] 研究1980 ～ 2009 年美國大西洋城單一賭場與多賭場之博彩公司的經營績效與規模比較。研究結果之一顯示，多賭場之博彩公司較單一賭場之博彩公司具經濟規模效益。研究建議大型規模博彩公司於博彩賭場價值跌落時，以併購方式擴大經濟規模。李燕豪（2013）[31] 以智慧資本增值係數模型作基礎，配合企業資本結構指標，探討影響澳門博彩公司經營績效的因素。研究結果顯示，結構資本使用效率為與經營績效呈正相關；人力資本使用效率、關係資本使用效率及創新資本使用效率，則與經營績效呈負相關。其次，企業財務槓桿與經營績效為負相關關係，企業規模與經營績效為正相關關係。整體而言，博彩公司的經營績效與智慧資本及企業資本結構有著密切關係，且智慧資本直接對企業經營績效產生影響。Assaf，Cvelbar，and Pahor（2013）[32] 探討斯洛維尼亞（Solvenia）博彩業經營績效影響因素。實證結果發現，經營績效與規模大小及賭場地點有顯著關係，賭場是否提供酒店服務則沒有顯著關係。學者對於博彩業研究多偏重在經營績效課題，經濟規模（Gu，2001a[20]，O'Donnell et al.，2011[30]; Assaf et al.，2013[32]）、博彩種類、實體環境和服務款待（馮海燕、黃業堅，2009[25]）、酒店入住人數（連信森，2010[26]）、獲利能力及資產管理（朱順和，2011[1]）、品牌及產品多樣化（Tsai et al.，2010[30]; Kang et al.，2011[28]）、資本結構（Tsai and Gu，2007[24]; 李燕豪，2013[31]）是影響博彩業經營績效之主要因素。學者進一步以不同觀點，如以多元回歸模型（Tsai and Gu，2007[24]; Kang et al.，2011[28]）、投入與產出效率（連信森，2010[26]）及財務比率（Gu and Gao，2006[23]; 朱順和，2011[1]）、財務資本及智慧資本（古曉晴，2012[29]，李燕豪，2013[31]）等對澳門博彩業經營績效實證研究。

80本研究歸納出博彩業的財務與業務特性，博彩業是資本密集的行業，資產規模大的博彩公司較具有事市場競爭力與獲利能力。綜合國內外學者有關博彩業研究文獻，鮮少探討博彩業企業價值的課題，為填補此一研究缺口，本研究嘗試以智慧資本對博彩業企業價值進行實證分析。2 研究方法 2.1 研究資料本研究資料來源為在香港證券交易所上市的澳門博彩控股有限公司、美高梅中國控股有限公司、金沙中國有限公司、銀河娛樂集團有限公司、永利澳門有限公司及新濠國際發展有限公司等六家博彩公司之 2008 年至 2011 年年報。 2.2 研究模型與變數2.2.1 研究模型本研究係探討智慧資本對博彩業企業價值之影響因素。依據研究目的、理論與文獻，本研究提出博彩業企業價值之研究模型如下：2.2.2 研究變數依據研究模型，参考前人研究文獻，提出本研究模型之因變數與自變數。 ● 因變數本研究以增值作為企業價值的衡量，增值是企業產出（out）與投入（input）的差額；淨利為企業的產出，費用為企業的投入（不包括薪資費用）。增值的計算公式（Rahi-Belkaoui，2003[33]）：。對於增值的計算可分為毛增值法及淨增值法。（1）毛增值法計算公式如下：（2）淨增值法計算公式如下：本研究採用淨增值法，以淨營業收入減營業成本減折舊作為增值。 ● 自變數（1）資本使用效率博彩業是人力與資本密集的行業（Upneja，Kim，and Singh，2000[3]）。財務資本反映企業為經營業務所投入的資本。本研究以企業期初淨值作為財務資本，資本使用效率則為企業投入財務資本所能產生的增值。（2）人力資本效率企業員工薪資費用不再只作為費用支出，而被視為一項投資成本。博彩公司屬於休閒觀光服務行業，賭場及酒店的服務人員是博彩公司最為重要人力資本（朱順和，2011[1]）。本研究以員工薪資費用作為人力資本，人力資本效率則為企業投入人力資本所能產生的增值。（3）結構資本效率結構資本反映企業的工作流程、系統、組織結構、商標、智慧財產及其他無形資產，但無顯示在企業財務報表上（Roos，Bainbridge，and Jacobsen，2001[34]）。本研究以業務管理費用作為結構資本，結構資本效率則為企業投入結構資本所能產生的增值。2.2.3 研究限制本研究對象僅有六家博彩公司，係受限於政府博彩法令規定審批出六張博彩執照所致；但是，六家博彩公司已代表澳門全體博彩業。3 實證分析結果與討論3.1 最適效應模型的選取本研究模型採用 Hausman 檢定，進行固定效應模型（Fixed Effect Model）或隨機效應模型（Random Effect Model）的選取。Hausman 檢定

81朱順和，等智慧資本對企業價值影響之研究如下：其中，若 Hausman 檢定結果為接受，則採用隨機效應模型；若拒絕，則採用固定效應模型。經Hausman 檢定結果（表 2），本研究採用隨機效應模型。表2 Hausman 檢定結果表模型 χ² d.f. Prob.研究模型 0.566056 3 0.90423.2 描述性分析本研究先進行所有變數之描述性分析，彙總於表 3。表3 描述性分析表（單位：百萬港元；%）變數最大值最小值平均值標準差VA 12,261 544 4,201 3,038CEE（%） 11.26 0.06 1.47 2.44HCE（%） 46.49 0.39 5.67 11.74SCE（%） 3.53 0.20 1.40 0.79CE 94,619 248 11,889 19,325HC 4,071 95 2,043 1,351SC 6,598 1,172 3,064 1,680資料來源：本研究整理。 3.3 實證分析結果本研究以 Eviews 7.0 進行面板數據分析，實證分析結果如表 5。本研究模型的判定係數（R²）為 0.905866，調整後判定係數（adjusted R²）為 0.855661，顯示企業價值模型擬合度佳。資本使用效率係數為2066.728，在 0.05 的水平上呈顯著且正向關係，並大於人力資本效率與結構資本效率的係數，此顯示資本使用對企業價值的影響高於人力資本與結構資本。人力資本效率係數為 64.51177，在 0.10的水平上呈顯著且正向關係，但小於資本使用效率與結構資本效率的係數，此顯示人力資本對企業價值的影響低於人力資本與結構資本。結構資本效率係數為 1763.770，在 0.01 的水平上呈顯著且正向關係。VAit = –1457.83+2066.728*CEEit+64.51177*HCEit +1763.77*SCEit+εit表5 回歸實證結果表自變數 Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -1457.830 1265.894 -1.941576 0.0712CEE 2066.728 803.8061 2.571177 0.0213**HCE 64.51177 32.97075 3.944815 0.0693*SCE 1763.770 447.1109 3.944815 0.0013***註：*p＜0.1；**p＜0.05；***p＜0.01。3.4 實證結果之討論經實證結果，本研究進一步探究研究模型實證分析結果之原因。3.4.1 就財務資本使用而言本研究實證結果發現，財務資本使用是影響企業價值的最大影響因素。博彩業是一項資本投資密集的行業，可以達致規模經營與市場競爭力，獲致股東價值的最大效益。就 2011 年淨值而言，淨值最高者，金沙高達 429 億港元，其淨值報酬率為 88.49%；相對地，淨值最低者，永利僅為 40億港元，其淨值報酬率為 34.13%。3.4.2 就人力資本而言本研究實證結果發現，人力資本效率是影響企業價值的最小影響因素。博彩業是一項人力投資密集的服務行業，應提升服務質量，以提高市場競爭力，獲致最大經營效益。就 2011 年員工薪資費用而言，薪資費用支出最高者，金沙為 40.71億港元；相對地，薪資費用支出最少者，新濠國際僅為 1.35 億港元。澳門博彩業的博彩收入項目分為貴賓廳、中場及角子機三類業務，貴賓廳博彩業務是博彩收入的主要來源，主要是澳門博彩業依賴博彩中介人制度。因此，澳門博彩業人力資本未能構建為

82博彩業企業價值的重要影響因素。3.4.3 就結構資本而言本研究實證結果發現，結構資本效率影響企業價值權重介於資本使用效率與人力資本效率。就 2011 年管理費用而言，管理費用支出最高者，金沙為 60.44 億港元；相對地，管理費用支出最少者，美高梅僅為 13.98 億港元。澳門博彩業是一個多元化經營的行業，包括博彩娛樂、酒店住宿、精品商店、餐飲美食、會議展覽、影藝表演等，尤其是提供往返酒店至機場、碼頭、關閘等出入境的免費旅遊巴士服務。因此，除財務資本以外，結構資本是另一影響企業價值的重要因素。4 結論與建議經實證結果與討論分析，本研究結論為財務資本與智慧資本是影響企業價值的因素；其中，人力資本及結構資本等企業無形資產亦是澳門博彩業競爭力與獲利能力的重要影響因素。依據本研究實證結果，說明人力資本仍是智慧資本最基礎的要素。Pfeffer（1994）[35] 認為人力資本是組織的關鍵核心資源與能力，且可為企業組織取得競爭優勢。因此，澳門博彩公司應重視智慧資本，更應注重其所擁有人力資本，宜避免提高博彩中介人佣金競爭方式。本研究基於上述的實證分析結果與結論，提出對澳門博彩公司經營管理建議如下：澳門貴賓廳博彩業務長期以來都是博彩收入的主要貢獻業務，占博彩收入達 70% 以上，惟此主要依賴博彩中介人制度；但博彩公司承擔著博彩中介人的高度廉潔及誠信的有關責任，因而博彩公司聲譽可能遭受損害，或可能遭受法規懲處。本研究建議，澳門博彩業電子博彩僅占總收入的 5% 左右，對比拉斯維加斯賭城角子機收入占總收入超過 80%，澳門電子博彩收入有明顯的發展空間。目前澳門電子博彩已有不少的變化，由傳統拉把式角子機模式發展至電子骰寶、電子俄羅斯輪盤、3D 仿真人百家樂、互動式大富翁及真人直播百家樂等。同時，澳門博彩業可借鑒一些發展成熟的美國拉斯維加斯、歐洲的摩洛哥等賭城，利用電子科技技術，建立網上娛樂場，以提高博彩市場的佔有份額。其次，諸多學者研究指出在競爭激烈的成熟博彩市場裡，資產規模較大的博彩公司較具有競爭優勢。因此，建議澳門博彩業者應將營運利潤再投入投資，擴增經營規模，已獲致經濟規模效益。同時，博彩業是多元化服務行業，除博彩娛樂外，還包括高級酒店住宿、奢侈品專賣、時尚服裝、餐飲美食、會議博覽、表演藝術等不同元素，建議澳門博彩業者應運用其個別經營策略與特色，增加博彩設施、酒店及相關設施，以提升競爭力及其經營效益與企業價值。參考文獻[1] 朱順和. 澳門博彩公司經營績效評估之研究-灰色關聯分析之應用. 澳門經濟，2011，31：134-143.[2] Hinch, T. and Walker, G. J.. Casino Markets: A Study of Tourist and Local Patrons, Tourism and Hospitality Research, 2005, 6(1)：72-87.[3] Upneja, A., Kim, H., and Singh, A.. Difference in Financial Characteristics between Small and Large Firms? An Empirical Examination of the Casino Industry, Journal of Hospitality Financial Management, 2000, 8(1): 24-35.[4] Stewart, T.A.. Intellectual Capital: The New Wealth of Organizations, 1997, New York: Bantam Doubleday Dell Publishing Group, Inc..[5] Edvinsson, I. and Malone, M.S.. Intellectual Capital:Realizing Your Company's True Value by Finding Its Hidden Manpower, 1997, New York: Harper Business.[6] Bontis, N.. Intellectual Capital: An Exploratory Study that Develops Measures and Models, Management Decision, 1998, 36(2): 63-76.[7] Pulic, A.. The Physical and Intellectual Capital of Austrian Banks, retrieved September 1, 2012, http://irc.mcmaster.ca/. 1997[8] Brooking, A.. Intellectual Capital: Core Assets for the Third Millennium Enterprise, 1996, London: Thomson Business Press.[9] Seivby, K.. The New Organizational Wealth: Managing and Measuring Knowledge Based Assets. San Francisco, CA: Berrett-Koehler, 1997.[10] Low, J. and Kalafut, P.C.. Invisible Advantage: How Intangibles Are Driving Business Performance. Cambridge, MA: Perseus Publishing, 2002.[11] Luthy, D. H.. Intellectual Capital for Managing and Reporting on Intangibles. retrieved September 1, 2012, http://www3.bus.osaka-cu.ac.jp/apira98/archives/pdfs/25.pdf. 1998.[12] Williams, M.. Is a Company's Intellectual Capital Performance and Intellectual Capital Disclosure Practices Related? Evidence from Publicly Listed Companies from the FTSE 100. McMasters Intellectual Capital Conference, 2000.[13] Sveiby, E.. Methods for Measuring Intangible Assets. retrieved

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84第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究以澳門遺產歷史城區為例王盈娟，顧　瑩（澳門科技大學酒店與旅遊管理學院，澳門）摘要：旅遊目的地居民感知與態度研究是旅遊地理學研究的重要主題之一。在2005年澳門歷史城區被聯合國教科文組織評定為世界文化遺產。此後澳門政府準備以此為契機發展澳門文化遺產旅遊，以使其旅遊形象不再局限於賭城形象。眾多的旅客到訪澳門，對這片悠久歷史的“澳門歷史城區＂保育造成一定的壓力。本研究以澳門世界歷史遺產城區為例，為了更進一步地瞭解現時社區居民對世遺旅遊地的感知與態度，以澳門居民為研究物件，對有關政府部門和旅遊業及從業人員的感知和態度這三方面進行調查研究，並依據研究結果給予相應建議，在一定程度上具有理論與實踐的參考價值與意義。關鍵詞：澳門社區居民；世界文化遺產；利益相關者理論；感知和態度A Study on World Heritage Residents' Attitude towards Other Tourism Stakeholders: Take the Historic Centre of Macao World Heritage for an ExampleYing-Chuan WANG, Ying GU( Faculty of hospitality and tourism management, Macau University of Science and Technology, Macao, China )AAstractt: Studies on the residents’ perceptions and attitudes towards tourism destinations have been one of important topics in tourism geography. In 2005, Historic Centre of Macau was classified as an UNESCO world cultural heritage. Since then, the Macau Government intended to take this opportunity to develop Macau's cultural heritage tourism. Therefore, tourism image of Macau would no longer be limited to the gambling image. Currently, there are a large number of tourists visiting Macau every year, which has caused great pressure on the conservation of the Historic Centre of Macau. In order to understand the perceptions and attitudes of the community residents on the World Heritage Tourism, this researcher took the Macau World Heritage City as an example to study. This research mainly focused on studying the perceptions and attitudes of residents towards the visitors, government departments and the tourism industries while developing the cultural heritage tourism. The results attempted to respond to the research hypotheses, and finally, provided some possible suggestions and recommendations.eyyordst: Macao residents; world cultural heritage; stakeholder theory; perceptions and attitudes收稿日期：2013-04-15；修訂日期：2013-06-13。﹡通訊作者：王盈娟，女，博士，助理教授。主要研究方向：文化旅遊，美食觀光。 E-mail: ycwang@must.edu.mo，Tel: 88972918

85王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究0 引言在國外對於旅遊地居民的旅遊影響感知和態度研究興起於 20 世紀 70 年代。90 年代以後，隨著旅遊業的不斷發展，“可持續旅遊”和“社區發展”受到重視，人們逐漸意識到為實現可持續旅遊發展目標是離不開社區居民的參與，旅遊地居民的感知和態度研究越來越受國內的專家和學者關注，為此推動了國外旅遊地居民感知和態度的深入研究[1]。澳門是一個擁有 400 多年中西文化交融的城市，於 2005 年 “澳門歷史城區”7月 15 日被聯合國教科文組織正式宣佈列入世界遺產。其後，澳門特區政府對國內省市開放自由行後，澳門之旅遊業發展迅速，其中內地、香港及台灣是澳門旅遊三大客源地，其中內地旅客增長20%。另外根據澳門統計局 2012 年 1 到 5 月數據資料顯示旅客來澳主要目的方面，以度假為主的旅客佔 63%，以博彩為主佔 9%，而以探訪親友與商務及參加會議為主的各佔 7% 及 6%。眾多的旅客到訪澳門，對“澳門歷史城區”這片悠久歷史的城區保育造成一定的壓力。澳門歷史城區擁有 25 棟歷史建築和 8 個廣場空間，分別屬於不同的政府部份和私人個體。在這些文化遺產活動區域發展旅遊業，無可避免打破或改變了生活在這文化遺產區域或周邊的社區居民原有的生活方式及習慣等問題。當地社區居民是旅遊業發展的受益者，也是犧牲者。社區居民對澳門這個世界遺產歷史城區的其他利益相關者群體都有不同的感知和態度，要妥善處理居民對這些利益相關者群體的感知和態度，才能有效提高澳門世界歷史城區的旅遊開發的綜合效益和發展，因此進行社區居民對歷史城區的感知研究有其一定的重要性。本研究以利益相關者理論模型為基礎，以澳門居民為研究對象，對其世界遺產旅遊地的其他利益相關者的感知與態度。本研究主要針對居民對政府和旅遊業及從業人員的感知與態度進行調查。此外，結合年齡、出生地及居住時間來探討，提出有利於澳門發展澳門世界遺產歷史文化城區旅遊發展的方向及發展建議。本研究樣本為澳門當地居民，資料分析較有代表性，能更合實際地瞭解居民對世界遺產旅遊地感知與態度現狀，希望助於深入澳門世遺旅遊持續發展。1 文獻綜述1.1 利益相關者理論利益相關者理論起源於 20 世紀 60 年代的英美等西方國家的一種管理理論，早期思想可追索到 20 世紀 30 年代。到了 20 世紀 60 年代，斯坦福研究所將“利益相關者”（Stakeholder）定義為“利益相關者是那些失去其支持，企業就無法生存的個人或團體”。其核心思想是：任何一個企業的發展都離不開各種利益相關者的投入或參與，企業追求的是利益相關者的整體利益，而不僅僅是某個主體的利益概念；1965 年，美國學者伊戈爾‧安索夫（Igor‧Ansoff）在他的《公司戰略》一書中最早提出使用“利益相關者”概念，將該詞引入管理學界和經濟學界。此後。有關利益相關者的概念有了多種表述及定義。利益相關者理論源自英美，也是國外旅遊研究者率先將“利益相關者（Stakeho1der）一詞引入旅遊領域，並運用於旅遊規劃與管理問題的研究之中”。在 20 世紀 80 年代，利益相關者理論首先集中體現在旅遊發展規劃方面，例如旅遊者——居民的期望及相互影響在旅遊發展規劃中的戰略價值[2]、社區旅遊中的公眾參與[3]、合作理論在社區旅遊規劃中的應用[4]）等， Ryan 提出旅遊經營者在從事旅遊開發經營活動過程中涉及 12 種利益相關者 : 員工、遊客、居民、壓力集團、其他旅遊企業、國家和政府、賓館酒店、股東、旅遊代理商、地方政府、促銷中心和媒體[5]。自此開始直接運用利益相關者理論繪製旅遊發展規劃中的利益相關者圖譜[6]。1.1.1 居民從利益相關者影響到利益相關者參與的過程中，社區居民參與正是利益相關者理論發展的一個重要內容[3]。社區期望通過參與旅遊業發展，獲得合理的利益分配，提高生活水準，改善居住

86環境，社區旅遊的開展雖給當地居民帶來一定的經濟效益，但同時社區居民的生活方式、生活觀念等也受到潛移默化的影響，使當地的社會文化受到外來乾擾、發生改變。另一方面，為旅遊地帶來社會文化衝擊的主要是遊客。遊客是旅遊企業發展積極爭取的對象，是旅遊從業人員的服務物件。他們期望通過旅遊活動，瞭解當地的民俗民風，體驗當地居民的生活方式，放鬆身心；但是，他們來自不同的社會階層，有不同的文化背景，在旅遊活動過程中，會自覺或是不自覺地影響旅遊地的傳統文化。他們在獲得旅遊體驗的同時，也會對社區文化產生巨大的衝擊[7]。此外，Lawson 等人 [8] 認為在旅遊開發的過程中，如何讓當地居民接納洶湧而來的遊客，也是擺在旅遊開發者面前的一個很重要的問題，如果不平衡好當地居民與旅遊者之間的關係，就很容易誘發衝突，從而導致由此引起的倫理災難，這同時也會使得旅遊無法得到順利的發展[9]，居民作為在旅遊活動中核心區的一重要角色，與政府、旅遊組織者（作為旅遊者和旅遊目的地之間仲介的旅行社和旅遊工作者）、旅遊開發者（個人投資者或集體投資者）、旅遊者之間必然會有不同的利益要求，其利益既是相互聯繫、不可分割的，又是相互矛盾、互相衝突的[10]。社區旅遊開發也最容易關注商業開發，而“過度商業化”則成為旅遊環境的主要問題之一[11]：景區內遍佈商店、小吃攤，影響了環境風貌和衛生狀況；過度商業化，喪失了街區的歷史真實性，使大部份土生土長的居民逐步外遷，對當地的人文環境發生變化[12]。甚至，這樣的社區類旅遊區同時還是當地居民的生活、生產地，這種複合性的景觀在吸引大量遊客前來的同時，也無可避免遭受到環境污染問題的困擾，從旅遊資源開發者、經營組織者到遊客揮霍旅遊資源、破壞生態環境的現象。環境污染、水質污染、空氣污染、噪音污染、視覺污染、垃圾棄置都是亟待解決的問題[13]。1.1.2 政府在旅遊利益相關者中，政府屬於主要利益集團，利用旅遊發展來推動地方經濟為目的。為了吸引更多的遊客到訪，旅遊目的地的政府或行政管理部門要力圖通過改善目的地地區的整體環境，提供了整體美化環境和治理環境，提高舒適度和生活品質來維持和增加目的地的吸引力[14]。旅遊的發展也為旅遊目的地基礎設施的建設和改善提供了動力[15]。為了提高旅遊目的地的可進入性和生活的方便性，更好地接待遊客，旅遊目的地地區通常都要對當地的基礎設施進行建設和更新，例如對機場、公路、旅遊景區的停車場、郵電、通訊等等基礎設施的建設和改善都會優先進行安排和實施。不同職能和層級的政府部門所制定的法律規範，建立的管理體制，配備的人員素質都對旅遊可持續發展具有深遠的影響，而旅遊的可持續發展也將從不同方面影響到他們的利益和權力格局[16]。政府在旅遊可持續發展中扮演重要角色的另一原因是因為政府擁有有力的工具來影響旅遊的可持續發展。大量的旅遊吸引物和旅遊資源都由政府管理，與可持續發展聯繫緊密的諸如水、大氣、自然和文化遺產等也需要政府的支援。此外，政府還可以為旅遊發展提供經濟支援，制定規章管理法規制度，同時還要根據旅遊發展的需要和最新的發展潮流，及時地對原有條例進行修訂，幫助改進和加強基礎設施建設，為旅遊從業人員提供受教育機會，並在旅遊行銷中扮演積極的角色[17]。旅遊開發通常會引發目的地地區的物價上漲，對當地經濟產生通貨膨脹的效應[18]（Ap & Crompton，1998）。通常，外來旅遊者表現出的消費能力和支付能力都會明顯高於目的地地區的當地居民。由於外來旅遊者在度假期間會顯示出大肆揮霍的傾向，表現出明顯的高端消費傾向。屈穎[14]認為大量旅遊者進入旅遊目的地地區後，打破了當地消費品和服務產品的供需平衡，這就會導致一些消費品和服務產品價格的上漲，最終會引起目的地地區的基本生活品和服務價格的全面上漲，引起通貨膨脹。這必然會影響目的地居

87王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究民的日常生活，損害它們的經濟利益。因此，政府部門應在平穩物價及保護居民的經濟利益做出有利的對策。1.1.3 旅遊業界及從業人員在所有的利益相關者中旅遊企業的利益指向最為明晰，以追求經濟利潤作為戰略目標。吸引物系統的主要利益集團，因此是通過環境利益來轉換經濟利益。往往企業只關心自身成本和收益而忽視社會成本和收益的形象常常被描述成唯利是圖的角色。隨著企業在發展壯大的同時，承擔更多社會責任的認知不斷被加強，旅遊企業逐漸轉變了過去一味追求經濟利益的戰略目標，不斷調整和完善企業戰略來提升企業自身的形象。可持續發展的角度，讓旅遊業在具有經濟的可行性，且又不破壞旅遊未來所依賴的資源，尤其要不破壞當地社區的物質環境和當地社區的社會結構[19]。同樣的，宋寧等[20]在《淺析旅遊可持續發展利益相關者》中談到旅遊企業的行為在很大程度上也影響著旅遊的可持續發展。旅遊企業能夠提供更多的就業，增加政府的財政收入和外匯收入，他們為經濟和社會的可持續發展做出了貢獻。從旅遊業發展的長期利益出發，研究旅遊業不僅僅作為一個經濟部門，而且作為一個精神產品輸出部門在社會中的地位和形象，在經濟發展中應兼顧社會和文化的發展，要突破利益的羈絆，以更負責任的態度考慮旅遊景區的佈局和開發，主動承擔文化發展、環境保護和歷史教育的責任。例如，洲際酒店集團（Inter-Continental Hotels Group）於1991 年編制了環境參考指南，用於指導和規範其環境管理者的行為。其目的是增強員工的環境意識，鼓勵更加積極的環境管理方法[21]。旅遊企業及從業員應致力於旅遊的可持續發展，應儘自己所能去鼓勵或勸諭遊客保護旅遊地，熟悉自己應有的使命，為遊客解釋景點歷史及注意事項，最常見的手段是從保護環境的可持續性入手，例如，減少污染環境的各種廢棄物，包括垃圾、污水、包裝物及排泄的廢氣[14]。2 研究背景澳門歷史城區屬“世界遺產”當中的“世界文化遺產”類型中的有形文化遺產。“澳門歷史城區”是以舊城區為核心的歷史街區，是中國境內現存最古老、最集中的中西式並存建築。它不僅是中國乃至遠東地區西方宗教文化的生動見證和中國民間信仰別具一格的反映，而且通過中西建築風格融為一體來展現中西不同宗教、文化以至生活習慣的交融與尊重。從而體現中國文化強大的包容力和旺盛的生命力。其覆蓋範圍包括媽閣廟前地、亞婆井前地、崗頂前地、議事亭前地、盧家大屋、玫瑰堂、大三巴牌坊、哪吒廟、大炮臺、聖安多尼教堂、東方基金會會址、基督教墳場、東望洋炮臺等 25 處歷史建築。澳門歷史中心完好地保存了中西文化交流的歷史遺址。中西式建築相互輝映的歷史城區是中西文化交流互補、多元共存的結晶品。2005 年 7 月 15 日在南非召開的第29 屆世遺大會審議通過“澳門歷史建築群”列入世界文化遺產名錄，重新命名為“澳門歷史城區”（The Historic Center of Macao），成為中國第 31處世界遺產。隨著歷史城區成為澳門的標誌以及對內地城市自由行的開放，從澳門旅遊業的發展來看（圖 1），自 2005 年澳門成為世界文化遺產歷史城區後，並沒有來澳的旅遊人數及旅遊收入呈現大幅度的增長，世界遺產對澳門本地的旅遊業發展並沒有明顯的帶動作用。首先，對澳門每年數以百萬入境的旅客而言，澳門的“博彩娛樂”是熱點，“世界遺產”是冷點，專門慕澳門歷史文化之名而來的旅客比例有待提高。其次，澳門的世遺歷史城區分佈較為分散，現有的指示牌不足，甚至被遺忘，導致遊客在沒有導遊陪同或指示下，難以瞭解到所有的澳門歷史文化。在歷史城區內的大三巴牌坊、媽閣廟、民政總署及議事亭前地等少數景點過熱，其他的景點則顯得過於冷清，甚至許多旅客以為大三巴牌坊與媽閣廟就是“歷史城區”的全部。也就是說，“歷史城區”作為

88澳門一個重要的區域，尚未能被居民和旅客廣泛認識，以致大三巴牌坊等熱門景點每日旅客數以千計甚至萬計，而例如聖若瑟聖堂等極具歷史和建築價值的景點每日的旅客卻是門可羅雀，冷熱反差之大可想而知。這種兩極化的趨勢，還在加劇發展中。由此可見，澳門世界遺產歷史城區作為一個旅遊區域，未能有充分發揮世遺旅遊的價值和功能。圖 1 成為世界文化遺產歷史城區後澳門旅遊發展現狀在目前，澳門文化遺產的經營主體主要分為三類，一類是屬於澳門政府擁有，一類屬於宗教團體所有，一類是屬於私人物業擁有。利益相關者理論要求旅遊地重視利益相關者的利益訴求，協調他們之間的利益衝突，承擔起超越經濟目標的更廣泛的社會義務和責任，以實現旅遊地的可持續發展。同樣，在文化遺產地旅遊發展過程中，也會涉及政府、社區居民和旅遊者等眾多利益相關主體，要實現遺產旅遊地的長遠利益和整體利益，必須要考慮其所有重要的利益相關者並滿足他們的需求。因此，澳門政府爲了積極開展文化遺產的保護宣傳，在 2001 年推出了“全澳文化遺產推廣計劃”，希望藉各種生動的宣傳、教育，提高全澳市民的文化遺產保護意識，發揚澳門居民的主人翁精神，與政府攜手同心共建文化都市新澳門。但是參與方多數以政府部門為主，由於缺乏當地社區居民、社區團體參與遺產旅遊的利益機制或者是沒有參與，導致令遊客無法感受到原有的文化氣氛，澳門原有的文化特色例如葡萄牙文化亦逐漸減淡。因此要更好地開放及保護歷史城區，要積極鼓勵和扶持社區參與文化遺產保育和旅遊開發，理應活用資源。3 研究方法與設計3.1 居民問卷製訂居民問卷調查法則是在根據各位專家的立場，驗證德爾菲法的結果並瞭解居民對澳門世遺的感知。德爾菲法是一種兼具量化和質化的性質，企業界常用來衡量開發指標、行銷的目標和研究教育、外交等公共事務。Dalkey [22]，Linstone 和Turoff [23] 指出，德爾菲法通常採取三至四個回合，第一階段為開創階段傾向開放式回答，根據多方評論來構建第二階段問卷；第二階段未發展階段，在第一階段團體的結果基礎上，提供受訪者重新評估原來的答案機會，經過一到兩個回合的重複判斷，議題澄清過程后，從中創造互動交流並經過意見整合后，再按照意見集中決定是否繼續進行下一回合，針對顯著不一致部份重新評估以及進行修改。本研究在確定研究方向、探討相關文獻後，根據德爾菲法的實施流程，選取適合的受訪專家學者，並反復設計編輯問卷及回收整理專家學者意見的研究過程，直至專家學者的意見一致。3.1.1 德爾菲法專家訪談首先，在對目前澳門世遺現狀中居民感知研究的基礎上，本研究使用了德爾菲法，在 2012 年2月到 3月上旬期間，選取 7位專家組成專家小組，發送三輪專家訪談。（表 1）在重要性程度量表設計上，本研究問卷採用李克特量表作為呈現個別專家意見的指標：各重要指數代表的意義分別為 [5] 代表非常重要；[4]代表重要；[3] 代表沒有意見；[2] 代表不重要；[1]代表非常不重要。第一輪問卷主要透過收集相關文獻、初訪澳門居民構成的問卷。其中，調查問卷第一到第三部份為主體資訊部份，通過文獻綜述及與部份居

89王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究民初訪中總結出來，以居民對旅客、有關政府部門和旅遊業界及旅遊從業員感知為主；第四部份為受訪者個人資訊。在對第一輪 3 位專家意見收集后，綜合各專家意見進行統計分析並修改，再給各位專家作第二輪判斷及打分。第二輪訪談是建立在第一輪的修改和建議上打分，第三輪以此類推，通過評分進行甄選問卷問題，最大發揮群策群力的優勢，力求發現更多的可行性策略。根據專家提出的意見而進行修改的問卷，由居民以打分的形式對澳門世遺的感知進行評分。問卷分兩大部分：居民對有關政府部門（相關部門包括文化局、民政總署、旅遊局、消費者委員會等等）和旅遊業及旅遊從業員的看法及個人資訊調查，問卷中並採用李克特（Likert）五點量表作為測量尺度。問卷的評分指數為 [5] 代表非常同意；[4] 代表同意；[3] 代表不確定；[2] 代表不同意；[1] 代表非常不同意。表1 德爾菲法專家小組名單編號現職與本研究相關性1澳門科技大學酒店與旅遊管理學院助理教授酒店與旅遊管理學院資深教授，主要研究旅遊影響分析及規劃2澳門科技大學酒店與旅遊管理學院助理教授文化遺產旅遊資深教授，主要研究文化遺產旅遊、旅遊人類學3澳門科技大學酒店與旅遊管理學院助理教授The member of Asia Pacific Tourism Association（APTA）4澳門華夏文化產業協會理事長熱衷於各種有關澳門文化創意產業發展的活動及組織5《澳門會展》雜誌編輯資深專業記者及編輯，對於澳門歷史有深入瞭解6《澳門會展》雜誌文案主任資深專業記者，對於澳門歷史有深入瞭解7世界遺產旅遊博覽會組織委員會執行總幹事任職機構與國際旅遊暨世界遺產旅遊博覽會（澳門）合作並舉辦展覽，為澳門世遺保護提供意見諮詢資源來源：本研究者整理3.1.2 半結構式訪談半結構式訪談，又稱為非標準化訪談，深度訪談或自由訪談。它的最主要特點是彈性和自由度大，能充分發揮訪談雙方的主動性、積極性、靈活性和創造性。為進一步瞭解專家學者對澳門世遺的感知及建議，本研究者與德爾菲法小組的 7位專家學者分別進行了半結構式訪談。專家學者針對本研究者所提出的具體問題，各自提出看法，除了訪談進行當中全程以錄音記錄，本研究者與另一研究者共同摘取重點節錄訪談內容，以達到較高的可信度。另外，本研究者把 7 位專家學者對世遺看法的訪談內容作為最後建議，與研究數據分析結果相結合，提出與澳門世遺的現狀相符並對日後發展有利的建議。3.2 發放問卷本研究採用隨機抽樣的方法尋找調查對象，預計發放 415 份問卷，在 2012 年 3 月中旬到下旬期間，筆者組成調查組前往澳門世遺景點（大三巴牌坊、媽閣廟、議事亭前地、東望洋炮臺、亞婆井前地等 25 處）居民區進行街頭訪問調查。澳門本島分為聖安多尼堂、望德堂、風順堂、大堂和花地瑪堂這五個堂區（表 2），而世遺地旅遊區均集中在這五個堂區，多為商住區。表2 2011年澳門人口普查統計按堂區統計的人口總數五區總人數 379262聖安多尼堂人次 108146望德堂人次 27745風順堂人次 41356大堂人次 31645花地瑪堂人次 195341 Source: Statistics and Census Service（DSEC）這樣而來，根據當地人口的數量決定問卷發放的分數，因問卷發放範圍廣，運用隨機方便抽樣的方法，調查範圍覆蓋不同年齡、職業和教育背景等，所以本研究的問卷樣本會有代表性，不會因在某一特定區域發放過多，而影響代表性。3.3 資料與統計分析方法本研究將對最終的有效問卷運用 SPSS17.0 進行分析運用，信度和效度分析、均值分析、單因素方差分析法及獨立樣本 T 檢驗方法對回收的問卷資料進行分析。3.4 信度與效度分析本研究的調查問卷共發放 415 份，得到有效問卷 397 份，對 25 處歷史建築附近的居民進行訪問，有著相當的整體態度，回收率達 95.7%。SPSS 信度分析結果為 Cronbach's Alpha=0.757，顯

90示了本研究的問卷設計是可靠並有較好的信度。表3 信度與效度分析結果巴赫α係數變量因子載荷居民對有關政府部門的看法（0.782）世遺保護法規不健全，影響社區的商業環境0.681政府部門應在收費景區或博物館對居民作出補償0.593為了加強居民與旅遊從業員對世遺的認識，應增加宣傳及培訓0.596遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受0.645政府部門應加大綠化及公共設施投放，讓我享受政府的福利資源0.604居民對旅遊業及旅遊從業員的看法（0.709）我認為旅遊從業員應盡自己所能鼓勵及勸諭遊客保護世遺0.730我認為旅遊從業員應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點0.736我認為旅行社有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史0.620澳門加入世遺后，我覺得旅遊業發展增加本地居民的就業機會0.709我認為旅遊業發展必須保護澳門世遺的環境0.754資源來源：本研究者整理本研究採用因數分析方法，對問卷具體項進行效度檢驗，由表 3 得知，除了“我希望為世遺的文物古跡保護出一份力”這個觀測變量的因數載荷小於 0.5 並刪除之外，其餘的 22 個觀測變量的因數載荷均大於 0.5，說明本研究的變量具有較好的結構效度。4 研究數據分析4.1 描述性分析本研究通過對有效問卷進行描述性統計分析，統計各人口資訊統計特徵中的頻率與百分比，獲取資料分佈特徵，對問卷有個概括性瞭解，加強對分析與研究結果的解釋力度，為進一步問題研究提供基礎統計資料。從調查結果來看，樣本的隨機性比較合理，包括不同年齡層次、不同文化程度、職業、家庭狀況等等的居民。值得注意的是，這些世遺景點附近的社區人口主要在 21 ～ 40 歲之間，以青壯年為主；居民的學歷普遍偏高，均以高中和大學學歷為主，占總體的 42.6% 和 38.3%；隨著澳門的不斷發展，居民主要以辦公室白領為主，其次從事旅遊行業的工作，分別爲 51.6% 和 15.4%，收入主要在 $5001/ 月～ $15000/ 月之間；91% 的居民均出生於該社區並居住時間長 21 年以上，居民大部份的家人或親戚均有人從事旅遊業或旅遊部門工作，占總體 55.4%，表明居民參與旅遊業發展的程度普遍高。從以上樣本的人口特徵分佈來看，本次調查人口具有較好的代表性。4.2 均值分析從分析數據還可以看出，在世遺景點，關於居民對有關政府部門的感知，除了 A1 的“世遺保護法規不健全，影響社區的商業環境”及 A4“遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受”這兩點的均值為 3.35 和 4.03，這表明居民認為政府對於世遺的所推行的政策還不足夠，保護法規遲遲未推行，使社區的商業環境受到影響，難以得到進一步的發展；另外，其他 A2、A3 和 A5 的均值由 4.24、4.03 和 4.37，對有關政府部門在世遺歷史城區開發的態度趨向負面，另外由於遊客增加，物價的日益高漲，使到居民對商品的消費承受能力逐漸下降，生活指數難以提升，對這 A1 及 A4 這兩方面存在著負面的態度。關於居民對旅遊業的感知，其中澳門居民對 B2“我認為旅遊業應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點”和 B3“我認為旅行業有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史”的感知最為強烈，均值分別達到了4.55 和 4.50，對旅遊業的開發的態度均呈現負面態度，就旅遊業方面的世遺歷史宣傳和旅遊推廣發展，居民非常一致地認同其重要性。根據數據分析可知，居民對於有關政府部門在世遺歷史城區以往推行的政策贊成，但是認為仍有不足存在。例如在對加強旅遊從業員的培訓與居民對世遺的歷史認識這方面感知較為強烈；在居民對於消費力難以承受的這方面，居民認為有關政府部門應對物價作出調控或措施對此減少居民的負擔。但令社區居民難以接受的是對於世遺的保護法規仍然不健全，世遺保護法規的不健

91王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究全導致附近的商業發展受到影響。居民認為這一點，有關政府部門應重視及完善法規，改善世遺周邊的商業環境。另外，居民也希望有關政府部門對其生活在世遺社區作出補償，並希望重視所在社區的世遺文化發展及加強公共設施綠化的建設，加強改善生活環境、補償及福利。所以根據數據分析顯示，居民對有關政府部門在世遺歷史城區的開發態度趨於負面。表4 居民對澳門世界遺產歷史文化城區的態度均值分析總體均值變量均值標準差對有關政府部門的看法A1世遺保護法規不健全，影響社區的商業發展3.35 0.794A2政府部門應在收費景區或博物館對居民作出補償4.24 0.554A3為加強居民與旅遊從業員對世遺的認識，應增加宣傳及培訓4.31 0.527A4遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受4.03 0.707A5政府部門應加大綠化及公共設施投放，讓我享受政府的福利資源4.37 0.494對旅遊業及旅遊從業員的看法B1我認為旅遊從業員應盡自己所能鼓勵及勸諭遊客保護世遺4.42 0.552B2我認為旅遊從業員應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點4.55 0.506B3我認為旅行社有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史4.50 0.526B4澳門加入世遺後，我覺得旅遊業發展增加本地居民的就業機會4.31 0.644B5我認為旅遊業發展必須保護澳門世遺的環境4.42 0.724資源來源：本研究者整理另外，本研究者認為雖然可能是自由行緊縮導致 2007 至 2009 年遊客數目下降，失業率較以往稍微上升，但無損遊客到訪澳門的決定及澳門旅遊業發展。遊客到訪澳門的目的不是購物亦或是賭場，參觀世遺景點只是匆匆一瞥或者只是照相留念。在居民的感知上認為旅遊業或者旅遊從業員在宣傳澳門世遺景點上仍有不足，居民希望旅遊業應盡所能宣傳推介，有責任勸諭或提醒遊客保護世遺景點周邊環境，進一步提高服務水平，尤其是旅遊業方面的世遺歷史宣傳和旅遊推廣發展，居民一致地認同其重要性。所以根據研究數據分析，居民對旅遊業在世遺歷史城區的營運的態度趨於負面。4.3 單因素分析及獨立樣本T檢驗4.3.1 不同年齡及居住時間的居民對有關政府部門的感知分析從表 5 不同年齡的居民對於有關政府部門感知的所有 5 項均達到顯著性差異；另外根據其單因素方差分析結果顯示：年齡層段在 51 歲以上的均值比 50 歲以下的高。50 歲以上的中老年的居民希望有關政府部門對其生活在世遺社區作出補償，並希望重視所在社區的世遺文化發展及加強公共設施綠化的建設；另外年齡層在 40 歲以下的青壯年居民對物價及社區內商業發展較為重視。這表明年齡愈大，居民對有關政府部門在世遺歷史城區開發更希望得到改善、補償及福利。表5 不同年齡的居民對有關政府部門的感知單因素方差分析指標 A1 A2 A3 A4 A5因素世遺保護法規不健全，影響社區的商業發展政府部門應在收費景區或博物館對居民作出補償為加強居民與旅遊從業員對世遺的認識，應增加宣傳及培訓遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受政府部門應加大綠化及公共設施投放，讓我享受政府的福利資源均值≤20 2.50 4.00 4.08 3.42 4.1721~30 3.70 4.14 4.23 4.04 4.4231~40 3.08 4.44 4.41 4.12 4.2741~50 3.22 4.06 4.24 4.05 4.2551~60 3.10 4.43 4.23 3.71 4.76≥61 3.47 4.47 4.60 4.10 4.57F值 13.615 6.899 3.809 2.990 5.928Sig 0.000* 0.000* 0.002* 0.012* 0.000***. 在 <0.01 水準上顯著相關，*. 在 <0.05 水準上顯著相關。資源來源：本研究者整理從表 6 不同居住時間的居民對有關政府部門的感知對 A2、A3 和 A4 存在顯著差異。另外根據其單因素方差分析結果顯示：居住時間在大於 21年居民的均值均高於居住時間 20 年以下的。這表明居住時間愈長，居民對有關政府部門居民在世

92遺歷史城區開發更希望得到改善和補償。表6 不同居住時間的居民對有關政府部門的感知單因素方差分析指標 A1 A2 A3 A4 A5因素世遺保護法規不健全，影響社區的商業發展政府部門應在收費景區或博物館對居民作出補償為加強居民與旅遊從業員對世遺的認識，應增加宣傳及培訓遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受政府部門應加大綠化及公共設施投放，讓我享受政府的福利資源均值≤10 3.45 4.07 4.26 3.55 4.3611~20 3.40 4.11 4.16 3.63 4.33≥21 3.32 4.30 4.36 4.21 4.38F值 0.734 4.935 3.882 33.741 0.245Sig 0.480 0.008* 0.000* 0.245 0.783*在 <0.05 水準上顯著相關資源來源：本研究者整理4.3.2 不同年齡及居住時間的居民對旅遊業的感知分析表7 不同年齡的居民對旅遊業及旅遊從業員的感知單因素方差分析指標 B1 B2 B3 B4 B5因素我認為旅遊從業員應盡自己所能鼓勵及勸諭遊客保護世遺我認為旅遊從業員應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點我認為旅行社有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史澳門加入世遺後，我覺得旅遊業發展增加本地居民的就業機會我認為旅遊業發展必須保護澳門世遺的環境均值≤20 3.92 4.25 4.33 4.33 4.1721~30 4.40 4.57 4.54 4.35 4.4431~40 4.63 4.68 4.55 4.23 4.4841~50 4.14 4.43 4.52 4.49 4.4551~60 4.29 4.24 4.33 3.48 4.48≥61 4.69 4.70 4.33 4.53 4.13F值 13.036 4.975 1.455 9.683 1.416Sig. 0.000* 0.000* 0.204* 0.000* 0.218***在 <0.01 水準上顯著相關，*在 <0.05 水準上顯著相關。資源來源：本研究者整理從表 7 不同年齡的居民對於遊業及旅遊從業員的感知對 B1、B2 和 B4 這 3 項均達到顯著性差異；另外根據其單因素方差分析結果顯示：年齡層段在 51 歲以上的均值比 50 歲以下的高。隨著澳門加入世遺，旅遊業得到發展，年齡愈大的居民他們對於就業機會的增加，較未開發前的感受較深。這表明年齡愈大，居民對旅遊業在世遺歷史城區營運更希望進一步改進。從表 8 不同居住時間的居民對旅遊業及旅遊從業員的感知只對 B1 存在顯著差異。另外根據其單因素方差分析結果顯示：居住時間在大於 21 年居民的均值均高於居住時間 20 年以下的。這表明居住時間愈長，居民對旅遊業及旅遊從業員在世遺歷史城區應盡的責任表現的更強烈。表8 不同居住時間的居民對旅遊業及從業人員的感知單因素方差分析指標 B1 B2 B3 B4 B5因素我認為旅遊從業員應盡自己所能鼓勵及勸諭遊客保護世遺我認為旅遊從業員應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點我認為旅行社有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史澳門加入世遺後，我覺得旅遊業發展增加本地居民的就業機會我認為旅遊業發展必須保護澳門世遺的環境均值≤10 4.14 4.60 4.36 4.10 4.5711~20 4.27 4.52 4.55 4.36 4.36≥21 4.50 4.56 4.51 4.34 4.42F值 10.371 0.237 1.764 2.540 1.159Sig 0.000* 0.761 0.173 0.080 0.315*在 <0.05 水準上顯著相關資源來源：本研究者整理4.4 獨立樣本T檢驗分析通過 spss17.0 軟件進行獨立樣本 T 檢驗分析法來判斷出生地是否在本社區的居民人口資訊統計特徵對於澳門世遺的感知的影響程度，通過提取 P 值小於 0.05 顯著性的結果，可以看出，出生地是否在本社區的這個因素的社區居民對世遺感知度的絕大部份相應指標有不同程度的顯著影響。4.4.1 不同出生地的居民對有關政府部門和對旅遊業的感知分析從表 9 不同出生地的居民對有關政府部門的感知只對 A1 和 A4 存在顯著差異。另外根據其單

93王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究獨立樣本 T 檢驗分析結果顯示：A4 出生地為本社區居民的均值高於出生地為非本社區的，感受到物價的不斷上漲，影響生活水平；另外，A1 出生地為本社區居民的均值高於出生地為非社區居民，出生於本社區居民感受到保護法規的不健全，影響區內商業發展。這表明出生地為該社區居民更明白其所在的世遺歷史城區的不足之處，更希望得到改善。表9 不同出生地的居民對有關政府部門和旅遊業的感知獨立樣本T檢驗分析指标 A1 A2 A3 A4 A5因素世遺保護法規不健全，影響社區的商業發展政府部門應在收費景區或博物館對居民作出補償為加強居民與旅遊從業員對世遺的認識，應增加宣傳及培訓遊客增加及需求增大，我感到社區的商品物價上漲及消費力難以承受政府部門應加大綠化及公共設施投放，讓我享受政府的福利資源均值本社区 3.43 4.24 4.33 4.04 4.36均值非本社区 3.34 4.23 4.20 3.91 4.46F值 0.925 3.153 0.212 7.045 2.636Sig 0.037* 0.077 0.646 0.008* 0.125*在 <0.05 水準上顯著相關。資源來源：本研究者整理表10 不同出生地的居民對旅遊業及從業人員的感知獨立樣本T檢驗分析指標 B1 B2 B3 B4 B5因素我認為旅遊從業員應盡自己所能鼓勵及勸諭遊客保護世遺我認為旅遊從業員應熟悉自己使命，為遊客解釋及宣傳澳門世遺景點我認為旅行社有責任為澳門世遺推廣宣傳，讓世界各地遊客加深認識其歷史澳門加入世遺後，我覺得旅遊業發展增加本地居民的就業機會我認為旅遊業發展必須保護澳門世遺的環境均值本社區 4.49 4.71 4.51 4.35 4.66均值非本社區 4.42 4.54 4.43 3.91 4.40F值 0.425 8.541 11.871 3.073 2.616Sig 0.507 0.004* 0.001* 0.080 0.107*在 <0.05 水準上顯著相關資源來源：本研究者整理從表 10 不同出生地的居民對旅遊業及旅遊從業員的感知只對 B2 和 B3 存在顯著差異。另外根據其單獨立樣本 T 檢驗分析結果顯示：出生地為本社區居民的均值均高於出生地為非本社區的，說明出生地為本社區居民較出生地為非本社區居民更渴望旅遊業及旅遊從業員能為世遺景點作出改善。5 研究結論及建議5.1 研究結論根據數據分析可知，居民對於有關政府部門在世遺歷史城區以往推行的政策贊成，但是認為仍有不足存在。例如在對加強旅遊從業員的培訓與居民對世遺的歷史認識這方面感知較為強烈；在居民對於消費力難以承受的這方面，居民認為有關政府部門應對物價作出調控或措施對此減少居民的負擔。但令社區居民難以接受的是對於世遺的保護法規仍然不健全，世遺保護法規的不健全導致附近的商業發展受到影響。居民認為這一點，有關政府部門應重視及完善法規，改善世遺周邊的商業環境。另外，居民也希望希望有關政府部門對其生活在世遺社區作出補償，並希望重視所在社區的世遺文化發展及加強公共設施綠化的建設，加強改善生活環境、補償及福利。所以根據數據分析顯示，居民對有關政府部門在世遺歷史城區的開發態度趨於負面。另外，本研究者認為雖然可能是自由行緊縮導致 2007 至 2009 年遊客數目下降，失業率較以往稍微上升，但無損遊客到訪澳門的決定及澳門旅遊業發展。遊客到訪澳門的目的不是購物亦或是賭場，參觀世遺景點只是匆匆一瞥或者只是照相留念。在居民的感知上認為旅遊業或者旅遊從業員在宣傳澳門世遺景點上仍有不足，居民希望旅遊業或者旅遊從業員應盡所能宣傳推介，有責任勸諭或提醒遊客保護世遺景點周邊環境，進一步提高服務水平，尤其是旅遊業方面的世遺歷史宣傳和旅遊推廣發展，居民一致地認同其重要性。所以根據研究數據分析，居民對旅遊業及旅遊從業員在世遺歷史城區的營運的態度趨於負面。根據數據分析結果，從澳門世遺地居民的態

94度來看，居民對於設立一個統一標準令遊客能瞭解到世遺景點背後的歷史故事、加強旅遊從業員及導遊的知識及服務質素的培訓和完善及推行世遺保護法規這三點充滿著希冀；另外，從澳門世遺地居民的感知來看，隨著年齡的增長，居住時間愈長的本地居民，對於旅客擾亂其日常生活，引起人潮擁擠、交通阻塞及影響社區衛生環境，居民出現一種排斥情緒，要緩解這種情況可推出打造綠色澳門理念；對於有關政府部門，隨著年齡的增長，居住時間愈長的本地居民，居民希望政府能推出政策穩定物價，增加宣傳及培訓，最重要的是建立完善的世遺保護法規；對於旅遊業及旅遊從業員，隨著年齡的增長，居住時間愈長的本地居民更希望旅遊業及旅遊從業員在世遺歷史城區營運進一步改進，例如拓展商機及旅客類型，有效加強宣傳世遺及增加就業機會，可試行打造遺產廊道。5.2 研究建議依據以上研究分析結果，本研究在瞭解澳門居民的不同人口特徵下對世界遺產地的感知度及其影響因素等相關資料後，儘管澳門已在文化遺產前期的保護管理方面取得了較大成效，但由於其進入世界文化遺產時間短，在開展文化遺產旅遊方面經驗欠缺。這裡提出幾點關於澳門文化遺產旅遊可持續發展的合理建議，希望能給澳門世遺旅遊的發展予以啟示，以供旅遊業或相關團體單位參酌之用。5.2.1 給澳門有關政府部門的建議（1）執行澳門文化遺產保護法，建立健全監督機制在遺產旅遊中，運用法律手段把有效的政策進一步規範化，以防並減少有損文化遺產真實性的行為，是保護文化遺產的一種重要手段。澳門在 2009 年 2 月文化遺產法例草擬小組已完成《文化遺產保護法》（草案），並展開公眾諮詢。但到現時為止《文化遺產保護法》還未實行。本研究者與澳門華夏文化產業協會理事長及世界遺產旅遊博覽會組織委員會執行總幹事訪談中，他們均提出在部份草案條例中存在著灰色地帶，例如設立在世遺景點附近的戶外廣告牌，由於《文化遺產保護法》遲遲未執行，使這些戶外廣告牌所屬的企業或個人受到利益上的損害。這份草案需進一步完善法例並執行，更好地去保護澳門文化遺產以及商戶的利益。另一方面，澳門政府應成立有執法能力的專門的文化遺產監督機構，對歷史城區內所有文化遺產旅遊資源進行統一管理、統籌安排，充分發揮其整體效用，減少損害；同時，認真審核有意參與文化遺產旅遊開發和經營的旅遊企業或社區居民的資歷，明確文化遺產旅遊項目本身的性質，找尋最合適的經營者。再者，相應的民間協會組織應協助相關政府部門進行產權的界定及監督，建立友好合作關係。（2）提高宣傳效力，打造遺產廊道根據數據分析，澳門作為一個東西文化相結合的文化遺產歷史城區，理應吸引更多的國外遊客到訪，根據澳門統計局數據顯示，歐美旅客訪澳于 2011 年占總體比例的 2%，亞洲旅客則占總體的 97%。顯而易見，澳門對於歐美市場的推廣還不足，市場主體主要在亞洲。因此澳門文化遺產旅遊市場要分佈均勻，政府旅遊部門可拍攝文化遺產旅遊特輯，可利用澳門與葡語國家友好平臺，在一些國際性的電視臺播出，吸引各國人士的目光前來澳門旅遊。另外，中國社會科學院中國循環經濟研究中心副主任杜歡政教授[24]提出，按照生態、低碳和循環的理念規劃澳門發展，打造“綠都——澳門”生態城。綠色是澳門的主色調。澳門特別行政區區旗、區徽的底色便是象徵生命、環保的“澳門綠”。以此為理念，旅遊企業在經營活動中所產生的廢物，如購物膠袋和食物殘渣等等，將購物膠袋換成環保袋，食物殘渣分類收集回收加工成為再生肥料等等，減少對世遺景區和社區的環境破壞，又可以將澳門打造成為綠色城市。此外，也可參照泰國或土耳其“觀光警察”，在世遺景點附近設立“觀光警察”，負責監控文化遺產的

95王盈娟，等世遺地居民對其他旅遊利益相關者的態度之研究安全，監督世遺周邊的衛生環境等等。5.2.2 對遊業界及旅遊從業人員的建議在與澳門華夏文化產業協會理事長訪談中，他提出應有一個統一的標准解說，令遊客能瞭解到這些世遺經典的背後的歷史故事，如提高旅遊從業員的世界遺產專業知識和解說培訓。對提高旅客的世遺教育方面，應加強導遊人員解說系統的建設。文化遺產旅客一般對導遊的要求較高，因此發展文化遺產旅遊就必需培訓文化遺產導遊。澳門政府可參考像國外一樣增加文化遺產景點導遊或增加專業導遊解說人員一職，在澳門歷史城區內對來澳遊玩的旅行團或者自由行旅客，指定一些專業解說人員給旅客講解。這些專業解說人員應根據遊客的特徵及興趣愛好來選擇不同的內容，這樣旅客才能更好地理解其中所蘊藏的深刻內涵，使旅客能在短時間內瞭解澳門的世遺文化特色和魅力所在，從而讓遊客能發自內心地區保護澳門文化遺產。所以加強導遊人員解說能力，提高對旅客的世遺教育是發展澳門文化旅遊一個刻不容緩的議題。另外，提高旅遊服務業人員及旅行社的服務質素水平，設立服務監督部門，不定期視察進行評估，對不符合標準的企業提出警告或處罰，對獲得好評的企業進行獎勵。利用提升服務質素來作為宣傳澳門文化遺產旅遊城市是一個可行的手段。《澳門會展》雜誌文案主任及《澳門會展》雜誌編輯在訪談中多次提出，提高世遺景點區內的文化氛圍，是提高旅客及居民對世遺的認識。例如可參照土耳其將文化遺產以企業行銷的觀念來經營管理方法，推出文化旅遊巴士，車身上漆有鮮明的文化遺產與其他文化相關的圖像，成為吸引遊客的吸引點。此外，澳門可參考捷克和斯洛伐克中部地區摩拉維亞鄉村遺產廊道[25]的做法，由各類利益相關者牽手合作，打造富有澳門文化遺產特色的遺產廊道，將豐富的文化遺產和歷史遺跡，如歷史建築物、歷史博物館、手工藝作坊、音樂舞蹈的酒吧等等連接起來，在途經之處可建設客棧或民宿、充滿澳門特色美食的自助餐館和餐廳。澳門旅遊業界儘量使用澳門本地的食品、飲料和物資以帶動相關產業；社區居民主要參與復興澳門濃厚的葡國音樂、藝術和手工藝，建立獨特的文化形象。參考文獻[1] 趙玉宗，李東和，黃明麗. 國外旅遊地居民旅遊感知和態度研究綜述[J]. 旅遊學刊，2005（4）：85-92.[2] Marsh, N. R., & Henshall, B. D. Planning Better Tourism: The Strategic Importance of Tourist-Residence Expectations and Interactions. Tourism Recreation Research, 1987, 12: 47-54.[3] Keogh, B. Public Participation in Community Tourism Planning. Annals of Tourism Research, 1990, 17: 449-465.[4] Jamal, T.B., & Getz, D. Collaboration Theory and Community Tourism Planning. Annals of Tourism Research, 1995, 22: 186-204.[5] Ryan, C. Equity management power sharing and sustain ability: issue of new tourism. Tourism Management, 2002, 23(1): 17-26.[6] Sautter, E.T., & Leisen, B. Managing Stakeholders: a Tourism Planning Model. Annals of Tourism Research, 1999, 2: 312-328.[7] Gursoy, D.C. Resident Attitudes: A Structural Modeling Approach. Annals of Tourism Research, 2002, 29: 79- 105.[8] Lawson, R., Williams, J., & Young, T., Cossens, J. A Compare is on Residents Attitudes towards Tourism in 10 New Zealand Destinations. Tourism Management, 1998, 19 (3): 247- 256. [9] 陸林. 旅遊地居民態度調查一以皖南旅遊區為例[J] .自然資源學報，1996，4：377-382. [10] Mathieson, A. l., & Wall. G. Tourism: Economic, Physical and Social Impacts. New York: Longman Press, 1982.[11] 范方舟，旅遊景區過度商業化問題剖析[J]. 商業時代，2010，25：124-125.[12] 何佳梅. 新編旅遊環境學. 天津：南開大學出版社，2007.[13] 保繼剛，蘇曉波 . 歷史城鎮的旅遊商業化研究[J] . 地理學報 . 2004, 59（03）：427-436.[14] 屈穎. 旅遊市場中利益相關者的旅遊倫理研究. 碩士論文[D]，長安大學，2007.[15] 吳必虎. 地方旅遊開發與管理. 北京：科學出版社，2000，62：181-182.[16] 李峰，王璐. 基於旅遊倫理的旅遊可持續發展[J]. 學術界. 2008，5：218-223.[17] 薄茜. 博弈視角下的鄉村旅遊利益相關者研究. 碩士論文[D]，瀋陽：瀋陽師範大學，2010.[18] AP. J. & Crompton, J. Developing and Testing a Tourism Impact Scale. Journal of Travel Research, 1998, 37 (2): 120- 130.[19] 郭栩東. 綠道是旅遊可持續發展的一種選擇—基於社區及遊客的視角[J]. 旅遊論壇. 2012，4：16-22.[20] 宋寧，王芳淺. 析旅遊可持續發展利益相關者.中國商貿:旅遊經濟研究[J]，2009（11）：1005-5800.[21] 劉韞. 淺談酒店的環境管理[J]. 四川大學學報. 2004，S1：251-

96252.[22] Dalkey, N.C. The Delphi Method：An Experimental Study of Group Opinion. The RAND Corporation, 1996.[23] Linstone, H. A., & Turoff, M. The Delphi Method：Techniques and Applications. MA: Addison-Wesley Publishing Company, 1979.[24] 杜歡政 . 亞澳論壇 “ 思路決定出路：聚焦澳門綠色G D P， 2 0 1 1 ”， 2 0 1 1 4月， h t t p : / / w w w. c n - e m . c o m /blo/?%B0%C4%C3%C5-521e93090100qp1o.html.[25] Charles, A., Flink, R., & Searns, M. Greenways. Washington: Island Press, 1993, 167.劍擊隊出征全澳大學生劍擊錦標賽全澳大學生劍擊錦標賽於2013年4月14日在澳門東亞運動會體育館舉行，代表澳門科技大學劍擊隊出征的21名隊員參加了男女佩劍、重劍等6個專案的角逐，喜獲1金1銀1銅的好成績。雖然與往屆賽事相比，本屆比賽獎牌數量不是最多，但是每枚獎牌都是含金量十足。在男子佩劍的角逐中，我校選手呂詩宇、董越奪得金銀兩項獎牌。冠軍呂詩宇之前最好成績是銀牌，已經研究生二年級的他這次參賽拿出了勢在必得的英雄氣概，終於摘得金牌，足以告慰整整六年的漫漫劍擊路；男子佩劍銀牌的獲得者是法學院大二年級學生的董越。董越坦言：“一開始覺得能進決賽就已經很滿意了。”盡管小組賽連輸2場，但是淘汰賽和半決賽中，董越咬牙堅持，愈戰愈勇，終於闖入決賽，雖然不敵呂詩宇學長，卻也是雖敗猶榮。經曆了這次比賽，董越說：“前面的三位學長都快畢業了，明年男子佩劍就只有自己一個是老隊員了。每想到此，肩上就會壓力陡增。不管付出多大的艱辛，一定不會讓男佩這枚金牌在自己的手上流失。”而女子重劍的鄒蜜同學也不負众望，雖然第一次代表校隊參加比賽，就取得了銅牌的好成績。在本屆錦標賽中，澳門科技大學女子重劍、花劍、佩劍，男子重劍、花劍、佩劍的名次均有提升。也許賽場上永遠只能是勝負定成敗，但是唯有堅持才會成就夢想。澳科大劍擊隊的所有成員，將在前輩精神的引領和感召下，努力提高自身素質，增強體能和技能的訓練，堅持為夢想而戰，為澳門科技大學的榮譽而戰！第10屆澳門內地優秀影片展”學生座談會在本校成功舉辦 “第10屆澳門中國內地優秀影片展——中國電影藝術家走進校園”學生座談會於2013年5月12日下午4時在本校N座101禮堂隆重舉行。中國電影基金會代表團到訪本校，受到了同學們的熱烈歡迎，大批學子踴躍參加。此次參會代表有中國電影家協會、中國電影基金會會長、著名電影導演李前寬先生，國家電影審查委員會委員蕭桂雲女士，中國電影基金會副理事長薛貴枝女士，中國電影基金會副會長著名學者崔君衍先生和中國著名導演尹力先生，澳門影視傳播協進會理事長鄭國強先生；以及演員代表趙靜女士、何杜鵑女士、劉全和先生與劉全利先生。此外，常務副校長張曙光教授，大學校監顧問許敖敖教授，澳門影視傳播協進會常務副會長蘇香玫小姐也出席了此次座談會。張曙光副校長首先發表了歡迎詞。隨後李前寬先生發表致辭，他指出，很高興能與充滿希望、青春、活力的年輕朋友們相會，希望科大學子將夢的暢想落實到行動中去，並祝福學子們夢想成真。在接下來進行了自由提問對話環節，李前寬、蕭桂雲、尹力、崔君衍、趙靜等多位著名藝術家走上舞臺，與科大學子就電影藝術文化、核心價值觀、大學生生活等眾多話題進行了傾情交流。藝術家與科大學子敞開心扉，毫無保留，語重心長又不失風趣幽默，劉全和與劉全利先生的即興表演更是使現場氣氛迎來熱烈的高潮，笑聲掌聲不絕於耳。座談會結束後，代表團全體成員上臺謝幕，並邀請在場同學們上臺合影。朝氣蓬勃的科大學子們蜂擁而上，與藝術家們簇擁在一起，彼此親切交流，臺上頓時融為一片歡樂的海洋，在閃光燈的聚焦下最終定格為難忘的瞬間。一年一度的“中國電影藝術家走進校園學生座談會”，每一年都會成為熱點，在同學間反響熱烈，也成為科大通識教育中一道亮麗的風景線。暢談電影新形勢，感悟人生價值，科大學子通過與藝術家們面對面的交流，勢必不斷加深對中國電影藝術的理解，拓寬對人生態度的思考。學生活動

97第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 以自由創新範式改革同質化本科應用型教育蔡智明（澳門科技大學資訊科技學院，澳門）摘要：本文針對目前本科應用型教育同質化與當前高等教育的若干問題，從課程體系、教學方法、通識教育幾個方面進行了分析，以IT類專業、特別是軟件工程專業爲例，提出了“自由創新應用教育＂的概念範式，幷給出了實施這一範式的具體建議。關鍵詞：本科教育；應用教育；自由創新Innovating upon Homogenized Teaching in Undergraduate Applied Courses Ay “Free Applied Teaching” ModeZhiming CAI( Macao University of Science and Technology, Faculty of Information Technology, Macao, China )AAstractt: The paper researched the homogenization in undergraduate courses, teaching method and general education at applied universities. The “Free Applied Teaching” mode, including concepts, approaches and implementation, is put forward with the examples of IT related courses, especially in software-engineering major.eyyordst: Undergraduate Courses; Applied Teaching; Homogenization收稿日期：2013-02-22；修訂日期：2013-04-17。通訊作者：蔡智明，男，博士，副教授，主要研究方向：軟件工程。E-mail:zmcai@must.edu.mo0 引言當前，許多高校本科教育的人才培養目標都定位在：應用型實踐型人才。但在高校排名、論文、檢索、引用等指標的引導刺激下，各個學校、專業越來越沒有了各自的辦學特色，同質化現象越來越普遍，大家都要爭做“高水平、研究型”大學。溫總理 2012.5.19. 在中國地質大學表示 [16]，一所學校最重要的，是自由之精神、獨立之思想；中國人民大學原校長紀寶成痛批當前高校的弊端[12]：許多高校把自己當成研究所、開發部……這就像某些官員只看重 GDP 卻不懂得保護環境，可持續發展……大學越來越浮躁、越來越焦慮……高等教育的根本目的在於培養人。出版《大學課程設計》專著的徐同文教授認爲[14]，目前我國大學的問題在於：一是大學與社會需求脫節，二是學術與課程脫鉤，三是學生與老師脫離，“學生學著無用的課，教師說著無用的話”。海外學者薛涌更尖銳指出[13]：“研究型大學，是中國大學中最不需要的。現在中國的名牌大學，哪個不是研究型大學？……中國最需要的，是基層的教學型大學。現在中國的大學體系，在這方面很少有戰略考慮……對於大多數大學生來說，他們更需要的是參與社會的行動能力，而不是關起門來研究。以研究型大學這種狹隘的觀念談創新，本身就是對創新的諷刺”。目前，中國已是世界上科技人口、科研論文總量排位第一、第二的“科技大國”，

98但中國和中國大學的實質競爭力排位却遠在發達國家之後，甚至不及西歐一些小國，這對我國綜合國力的長遠發展十分不利。大量論文實際都屬“學術垃圾”，浪費了巨大的智力與財力資源。瑞士洛桑國際管理開發研究院發表的《國際競爭力報告》[1]中，我國軟指標較低的有：“國內勞動力市場上是否有合格的信息技術人才”、“國內勞動力市場上是否有合格的工程師”、“企業與大學間的知識轉移是否充分”和“企業間是否進行普遍的技術合作”，“法律環境是否支持技術開發與應用”。這些指標都與企業、大學的應用技術創新能力有關。應用創造、技術創新、企業競爭力不足是制約我國整體科技競爭力的重要因素，我國各高校，特別是應用類工程類高校幷沒有爲社會培養出大量合格的有競爭能力的應用技術人才；同時，高校占有的大量智力、教育、科研資源也沒有與社會、企業廣泛有效結合。因此，如何培養社會與企業真正需要的應用型人才，幷利用優質的高校資源，實施産學研的真正有效結合，是應用類工程類高校亟待解决的問題。2012 年 3 月 19 日，《教育部關于全面提高高等教育質量的若干意見》提出了“穩定規模、優化結構、强化特色、注重創新”的內涵式發展總體目標，並要求：鞏固本科教學基礎地位；改革研究生培養機制；創新人才培養模式；強化實踐育人環節。而在 2011 年 1 月，《教育部卓越工程師教育培養計劃》指出[2]，我國的工程應用型高等教育規模位居世界第一，人才質量却難以滿足發展要求。提出“高等教育面向社會需求培養人才，調整人才培養結構，提高人才培養質量，推動教育教學改革，增强畢業生就業能力”“樹立全面發展和多樣化的人才觀念，樹立主動服務國家戰略要求、主動服務行業企業需求的觀念。改革和創新工程教育人才培養模式，創立高校與行業企業聯合培養人才的新機制，著力提高學生服務國家和人民的社會責任感、勇于探索的創新精神和善于解决問題的實踐能力”“培養造就一大批創新能力强、適應經濟社會發展需要的高質量各類型工程技術人才，爲建設創新型國家、實現工業化和現代化奠定堅實的人力資源優勢，增强我國的核心競爭力和綜合國力”。要求對工程類應用類學科教師的職務聘任與考核，從側重評價理論研究和發表論文爲主，轉向評價應用項目設計、專利、産學合作和技術服務等爲主。如果教師都把主要精力放在發表論文等學術活動中，自己都缺乏應用項目的實際鍛煉和經驗，又如何培養應用型實踐性人才？目前，社會發展對綜合知識技能要求不斷提高。最近二三十年，中國不僅創造了經濟增長，也打破高等教育數量擴張紀錄。到 2010 年，中國高校在校生數已達 3105 萬，高等教育毛入學率爲26.5%。在高等教育大衆化、學生素質參差不齊的背景下，同質化的辦學導向、教學方式難以適應千變萬化的社會、學生需求。因此，應用型實踐型高教如何適應社會、經濟建設與業界的需求，如何注重提升學生的實踐能力、探索精神，如何避免培養只會“紙上談兵”的學生，如何改變同質化課程體系、教學方式和內容，辦出各具特色、更符合實際社會需求的應用型本科教育，是擺在我們面前的重要課題。1 同質化分析在當前應用本科教學實踐中，各種同質化問題值得關注，下面從課程體系、教學方法、通識教育等方面，以 IT 類及相關交叉學科爲例，分析其中的各種同質化現象及其問題。1.1 課程同質化課程同質化主要表現爲：無論研究型、應用型、工程型大學，課程體系設計幾乎千篇一律。教育部原副部長趙沁平指出：“我們中國大學千篇一律，就是大學建設的目標趨同性太强。大學需要個性化，有一個專家統計了我們 100 多個大學的校訓，發現 60% 有‘實事求是’，當然‘實事求是’是應該的，但大家都談實事求是就沒有了特色”[17]。各類院校往往都“以學科建設為龍頭”，學科建設的重要性遠遠高於專業教學建設

99蔡智明以自由創新範式改革同質化本科應用型教育和課程建設。課程設置不是按照學術研究、應用、工程各類人才各自的培養規格，以及各個地方、院校的具體特點，而是依據學科的內容體系、學科建設、研究的目標，追求高、深、全，導致課程設置的過分全面化或 / 和過分精深化；注重條條的深入，而忽略橫向的關聯。課程內容也基本同質化，嚴重脫離社會綜合知識技能要求與學生實際需求，以軟件類課程爲例，無論程序設計、離散數學、還是數據結構、數據庫，教學內容、大綱、甚至教材都同一化。相關的考核機制上，對教師和學校學科水平的考核也主要以學術論文數量、檢索、引用爲指標，而忽略實際應用、工程項目、專利、産學合作和技術服務等方面的實效考績，更忽略對教學質量、特別是教學與應用項目結合的質量考核，從而導致教師與資源向空泛理論、縱向研究與論文的過度傾斜，也導致應用型高教與研究型高教發展定位、社會功能、科技競爭層次上的錯亂。1.2 教學方法同質化教學方法同質化主要表現是：在課程實施中基本仍然是傳統灌輸式教育；未從根本上改革傳統教學的方法與實踐範式；在專業教學中，强調知識的邏輯化和真理化，關注知識的邏輯特徵，忽略知識的非邏輯性、體驗性、經驗性特徵。灌輸式教育主要貫徹的是知識的傳播與複製，忽視思維的創造，灌輸出來的學生雖有知識，但沒有創新的靈性和智慧，難以滿足創新思維所要求的批判、明智是非與獨樹一幟。學生的學習缺乏反思、批判與創造，更缺乏激情、體驗與感悟。知識沒有內化為學生的思想、素質、創造力和能力本性。教學方法同質化還表現在：僅僅重視課程形式的改革，如要求使用多媒體、PPT 等，而幷未從根本上改革課程的傳統教學與實踐範式，更缺少關注學生的思維方法、方式的優化；僅僅關注多媒體 PPT 的使用，而忽略 PPT 內容的真正多媒體化與立體效果；僅僅關注交互式教學，而忽略交互問題的設計質量，交互的文化底蘊、實際學生的交互能力與環境效果，交互的準備、課後研究、項目關聯等。大學之所以為大學，應該是對知識、規律、真理的學習、分析、判斷之地，而不僅僅是傳播、複製。大學“是需要人們進行理智分析、鑒別、闡述或關注的地方”。[5]灌輸式教育忽略、損害人的主體性、創造性，導致教師本身以及學生批判、明智、創新、創意思維的根本欠缺，又如何爲企業、社會輸送具有創新力的應用人才？1.3 通識同質化通識同質化主要表現爲：過分強調知識的寬度，什麼知識都要學點，即強調所謂“寬基礎”。有調查顯示[6]，目前許多通識教育課程改革缺乏明確的目標和理念，只是讓學生學習更多的課程，獲得更多的普通知識，使高校教育成爲中學教育的延伸甚至重複，課程體系和教學內容缺乏整體的規劃，缺乏多專業優化交互的研究和設計，學生選課也往往以新鮮、有趣、容易通過爲取捨標準。爲防止通識同質化，需要仔細分析通識課程體系與相應專業的培養目標之間、各專業課程之間的直接、間接關係和相互可能影響，例如，在IT 學院開設文史類通識課程，需要研究：文學史哪些內容與 IT 哪些課程有關？書法、詩詞的底蘊與 IT 思維有何關聯影響？要提倡通識課程、各專業課程的創新交叉、深度綜合，多學科、多專業的實質協同教學，例如，嘗試“智能旅游文化”、“數字化文化創意”、“IT 金融”、“軟件哲學”等，就是這樣一種交叉協同結合的可能途徑，“IT金融”結合 IT 和金融；“軟件哲學”課可探索軟件開發與思考的哲學，例如：以軟件面向對象的方法和內涵去認識、歸納、構造世界。德國的應用工程、工業質量世界一流，德國的一些應用型大學，在培養應用型人才時，有一個硬性規定，必須在企業有四五個月左右的實習經歷，才能報考此類大學。在大學中，還要多次到企業去實習，這樣畢業的時候，基本就是一個熟練的技術應用人才，而且也使企業與學生儘早

100互相熟悉瞭解。德國一些大學教授聘請的必備條件是要有 5 年以上的業界背景，而不能從學校到學校。另外，有學者發現[7]，中國的數理化、英語、通識課程遠多于德國，專業技術課程在德國占了總課時的43%，在中國一般占20～30%左右。這表明中國通識教育實際上大大衝擊了專業教育，造成學生什麽都學點，什麽都不會做。2 自由創新範式2.1 自由創新應用教育由于各個學校發展定位、區域位置、歷史條件等情况的不同，同一學校學生基礎水平和發展定位也不一致，同質化的課程體系、教學方式不可能適合不同學校、不同學生的各類要求，這時，這種體系、方式的自由適應性就顯得十分重要，這就需要“自由教育”及“特色教育”。美國 AAC&U（大學學院聯合會）於 2005 年、2007年分別啟動相關“自由教育”、“實用自由教育”等大型項目，以構建“以學習為中心”的大學[9]，強調大學不僅要傳授知識，更要“產生學習”。本文在這裏提出“自由創新應用教育”的概念範式，主要考慮對應各個應用型專業的不同定位、社會的不同需求，可選擇、組合相應的課程體系。打破課程體系“牢不可破”的既有範式，根據學校、院系、學生特點允許特性化培養方案。完成規定學分模塊後，允許提前和推遲畢業；允許先工作（實習），再返回學習。真正體現“以學習為中心”、“以學生為本”，創造出各具特色、百花齊放的多元教學範式，在百花競爭的實踐中兼容幷蓄、優勝劣汰，探索培養適合國、省、區情的，真正具有競爭力、創新力的應用型人才。可深入研究目前美國流行的“自由選課型”與“核心課程型”[8]課程體系，將之有效綜合到本範式中。當然，如何防止“自由教育”變味為“自由化教育”，而導致教學計劃的隨意性，甚至教學質量與體系的混亂、腐敗，則需要研究探索可制衡的操作方法與制度建設支持。2.2 實施下面主要針對應用型高校的本科課程設置與教學目標，以信息、軟件類及相關交叉、創新型專業爲例，提出若干“自由創新應用教育”教學範式的具體建議，以拋磚引玉。範式的主要原則是：自由教育、創新教育、實踐教育。範式的基本方法是：學習中創新，創造中學習，學習中實踐，應用中學習。其中：自由教育——就是根據社會綜合需求，靈活組合課程計劃。在申報課程計劃時，儘量給出較寬泛的課程定義。執行中，在總學分不變的情况下，根據社會需求、職業目標和學生特點允許特性化培養方案，學生可依未來發展的定位方向，根據相應知識技能的綜合要求，選擇組合相應的課程體系，例如：金融與信息技術交叉方向，可組合部分金融專業和信息專業課程。完成規定學分後，允許提前或推遲畢業；允許先工作，積累體驗，再返回學習。創新教育——將知識技能傳授與創新能力培養結合起來，將不同專業（課程）的教學結合起來，如嘗試文理結合類的“智能酒店與旅游”、“數字化創意與傳媒”、“金融 IT”、“軟件哲學”等交叉專業與課程，一邊學習相應的基礎知識技能，一邊師生共同探討對應解決方案，使得教學本身就是一個創新求索、獨闢蹊徑、明智批判的過程。實踐教育——就是强調將教學與具體的社會項目、應用實踐、創新實踐結合起來，與職業實際需求結合起來，與社會、經濟發展的課題研究結合起來。在學習中探討解决方法，激發求索興趣，開拓創造思維，如在“智能酒店與旅游”教學中結合酒店（旅游）信息管理系統的設計實踐。為此，可研究、嘗試如下具體措施： ● 教學計劃設置上，實行模塊化自由學分制，减少必修課，如設計爲必修、選修，實習、畢業論文幾大模塊；有確實合理學術理由的，經過多重嚴格審核機制，允許同級模

101蔡智明以自由創新範式改革同質化本科應用型教育塊內自由選課，選課範圍可跨專業，甚至跨學校。根據學生特長與特定合理發展方向，可以有對應的特性化培養方案；完成規定學分模塊後，允許提前和推遲畢業。可選派校內外各資深人士兼任學生的選課與職業規劃導師。 ● 主幹課程採取“理論 1+ 實踐 1”配置，即一門主幹理論課程，要配置一個實踐課程或者課程項目。 ● 實踐課程項目以案例和來自業界的實際問題爲背景，尤其是與社會、經濟發展，行業創新發展有關的課題相聯繫，師生共同探討解决方法，激發創造思維。 ● 為防止自由教育變質為混亂無序的“自由化”教育，自由選課變質為自由“挑、逃”課，須研究、建立與之對應的嚴格的多重審核實施規範與制約機制。 ● 雙語教學，積累學生專業國際交流能力。 ● 從教師、學生兩個方面，以實質方式鼓勵、提倡交互式、設計型、創造型教學。教學不僅有講授，必須有討論、批判、創新思維。課程考核不僅有書面考試；試驗、設計、研究成果、實踐作品、創新批評思維必須計入考核。要有課程網站、微博、博客，E-Learning 及開放式實驗輔助，“全媒體”交互教學。 ● 鼓勵交叉課程內容和專業交叉協同教學；注重交叉分析能力，而不僅是交叉知識內容，如嘗試金融、行政與信息技術的交叉課程。 ● 建立優勝劣汰的末位淘汰機制，每門課程必須保持一定的淘汰率，以保證自由教育的質量，保持動態優化的學生流動性。允許轉方向學習，允許推遲畢業，或先工作再返回學習。素質不合格學生，要堅决淘汰。 ● 吸納同學儘早參與開發、應用工程項目，設置相應開發成果（軟、硬件作品）的評價獎勵、計算學分機制。圍繞專業特色方向、教師特長、學生興趣、企業需求等組織實踐課程及教師、業界和學生團隊，形成師生業界團隊效應。 ● 上述教學範式的實施，必然要求教師在教學上花費大量的時間精力，而偏向論文的教師評價體系將難以推動上述措施的有效實施，因此須建立與上述教學範式相配套的教師考核體系。上海交通大學以建設一流師資爲目標，積極推進師資分類發展改革，激發各類教師的活力，做了很有益的探索。[15]本文作者在有關軟件專業實踐建設，特別是軟件工程課程與酒店業及其管理系統的結合開發實踐中，部分實施了上述思想，取得了良多經驗[10]。參考文獻[1] 世界主要國家（地區）國際競爭力排行榜. 瑞士洛桑國際管理學院，2005-2011[2] 教育部關于實施卓越工程師教育培養計劃的若干意見. 中華人民共和國教育部，2011.1. [3] 李偉明. 工程應用型創新人才教育的本質思考與實踐. 中國高等教育， 2011.10.[4] 劉旭. 當前大學課程改革的幾點反思. 高等教育研究，2004.4.[5] [美]約翰.布魯貝克. 高等教育哲學. 浙江教育出版社，1987.12.[6] 劉楚佳. 地方本科院校通識教育課程實施情況的調查與探討. 廣州大學學報，2007.5.[7] 第三屆中德教育論壇報告. 教育部全國高等學校教學研究中心，2011.9.[8] 張鳳娟. 美國大學本科課程設置的模式、特點與發展趨勢. 教育發展研究， 2011.3.[9] 劉海燕. 關注學生學習成效——美國大學學院聯合會本科教學改革思想探析. 教育發展研究， 2011.9. [10] 蔡智明. 從軟件實踐到軟件工程. 電子工業出版社， 2011.2.[11] http://www.chinanews.com/edu/2011/12-16/3539082.shtml[12] http://edu.ifeng.com/news/detail_2011_12/26/11569345_0.shtml?_from_ralated [13] http://edu.ifeng.com/gundong/detail_2011_06/30/7353741_0.shtml[14] http://theory.gmw.cn/2012-05/21/content_4182501.htm[15] 馬德秀. 走出中國自己的大學之路.http://theory.gmw.cn/2012-03/12/content_3745864.htm[16] http://news.sciencenet.cn/htmlnews/2012/5/264452.shtm[17] http://liaobu.50769.com/Article/Info137.html

102第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 小行星光變曲線反演形狀模型的演算法研究盧曉平1，趙海斌2，尤　眾1（1. 澳門科技大學資訊科技學院，澳門；2. 紫金山天文臺，南京）摘要：本文提出一種基於小行星光變曲線資料來計算小行星相關物理參數，如自轉週期、自轉軸方向以及三軸橢球體形狀模型的演算法。該演算法採用一種新的計算小行星表面亮度值的積分方法，並通過應用Lebedev數值積分來快速求解。進而應用Levenberg-Marquardt演算法來求解該非線性優化問題，尋找最優解。最後通過對(3)JUNO小行星的兩條光變曲線應用該演算法進行反演，獲得了與目前已發表公佈的相關參數相近的結果。關鍵詞：光變曲線；形狀模型；自轉週期；自轉軸；光度積分；散射法則Inverse ProAlem Research aAout Shape Determinant of Asteroid from LightcurvesXiaoping LU1, Haibin ZHAO2, Zhong YOU1( 1 Macau University of Science and Technology, Macau, China )( 2. Purple Mountain Observatory, Chinese Academy of Sciences, Nanjing, China )AAstractt: In this article, a new inverse method is presented to search the related physical parameters of asteroids, such as spin period, the orientation of the spinning axis and the shape model, inverted from lightcurves. The new method introduces an efficient numerical integration to simulate the brightness of asteroids, adopting the Lebedev Quadrature. Furthermore, Levenberg-Marquardt algorithm is employed here to find the optimal solution of this inverse problem. Finally the method is confirmed by applying both the synthetic lightcurves and observed ones of real asteroid (3)JUNO.eyyordst: Lightcurves; Shape Model; Spin Period; Spinning Axis; Brightness Integral; Scattering Law收稿日期：2012-11-12；修訂日期：2013-01-21。本論文由澳門科學技術發展基金會資助，資助編號：019/2010/A2通訊作者：盧曉平，男，在讀博士，講師，小行星形狀反演。E-mail: xplu@must.edu.mo，Tel:（853）88972837 0 引言近年來小行星的研究引起天文學界越來越多的關注，然而由於大部分小行星距離地球比較遠，小行星的地面觀測就成為其主要研究資料來源。隨著地球上越來越多擁有大口徑天文望遠鏡的天文觀測站的建立，使得小行星的亮度資料越來越多。此外一些大型巡天計劃，如 UVEX, VPHAS，SSS, PanSTARRS，也獲得了海量的小行星亮度資料[1]。小行星相關物理化學屬性可以基於這些亮度資料研究獲得。小行星的物理屬性，如小行星自轉周期，自轉軸方向以及其形狀模型等可以用來研究太陽系的演化，例如小行星自轉週期的分佈以及自轉方向的趨向性等可以推斷太陽系誕生初期的演化規律。大部分小行星分佈在火星與土星中間一個環狀區域，稱為主帶小行星，距離地球距離大約在2.1~3.3 天文單位之間。對於主帶小行星，地面只能觀測到其表面反射的微弱太陽光。因此小行星自轉而引起的亮度變化（即光變曲線）就成為小

103盧曉平，等小行星光變曲線反演形狀模型的演算法研究行星研究的主要依託，而基於這些亮度變化資訊可以間接推導出小行星自身的一些物理性質，例如反照率，自轉速度，旋轉軸方向，進而可以獲得其形狀模型。1906 年 RUSSEL 第一次對光變曲線進行研究，由於當時的條件局限，他沒有獲得小行星由光變曲線反演形狀模型的方法[2]。後來其他人根據小行星在沖位置的亮度值來估算其形狀模型，但都不準確。隨著望遠鏡製造技術的提高，可以觀測到視星等更高的小行星，加上電腦計算能力的加強，使得反演真正成為可能。Lumme 和Bowell 在 1981 年對小行星表面光線散射法則進行了研究，提出單次散射受到表面物理性質如多孔度，反照率等影響，並給出了複雜的類比函數[3~4]。Karttunen 等人在 1989 年假設小行星形狀為三軸橢球體，在特定散射法則下類比生成光變曲線並與觀測到的光變曲線進行對比，但並沒有提出反演演算法[5~6]。Kaasalainen 在 1992 年提出了小行星任意曲面的反演演算法[7~8]，並在 2002 年給出了數值實驗分析[9~10]。通過對大量光變曲線的擬合來獲取小行星精確形狀模型。由於受到大氣的影響以及系統誤差，地面觀測的光變曲線本身誤差較大，期望獲取準確的任意曲面小行星形狀模型不太現實。因此本文基於小行星形狀為三軸橢球體這一假設，提出一種簡單演算法，能夠較準確地計算小行星相關物理特徵，如自轉週期以及自轉軸方向，並給出一個粗略的三軸橢球體模型估計。在下一節將主要從理論上介紹該演算法，在第 3 節將從數值模擬以及真實小行星（3）JUNO 進行測試，來驗證該演算法的有效性。 1 三軸橢球體形狀模型1.1 散射法則地面觀測到的小行星亮度值可以認為是小行星表面被太陽照亮部分投射到地球方向的積分。因此確定表面散射法則是模擬小行星亮度大小的關鍵。Lumme&Bowell 在 1981 年提出了一種複雜的物理模型來類比散射法則，但是涉及到非常複雜的待確定物理參數使得實際應用中受到很大限制。Kaasalainen 等人根據小行星光變曲線的特徵提出了一種數值擬合函數來類比小行星的散射法則，簡單地由四個參數來確定，並且對其進行了實驗驗證[11]。該散射法則簡單有效，方便在數值計算亮度積分及優化問題中使用，下面給出其運算式。定義表示以小行星為中心的黃道坐標系內地球、太陽的單位方向向量，為小行星表面單位法向量，為太陽相位角，即太陽 - 小行星 -地球夾角，則小行星表面散射函數可以表示為（1）其中 , 為相位角函數可以表示為基於該散射函數（1），只需要四個參數描述散射法則，非常便於進行數值計算。1.2 亮度函數在確定小行星表面入射光的散射法則後，小行星的亮度值可以表示為一個曲面積分（2）其中，表示小行星表面被太陽入射光照亮且能夠在地球上觀測到的部分，即。光度積分（2）可以通過對三軸橢球體表面進行 Delaunay 三角剖分為 N 個小三角面，然後數值計算其積分值。然而由於計算精度與 N 是線性關係，用這種離散方法計算積分（2）需要 1000 個小三角面才能達到約 0.01 的計算精度。Lebedev[12]提出了一種基於單位球面的數值積分方法，其計算效率比較傳統的三角剖分要提高近一個數量級，Kaasalainen 等人對此進行了數值驗證 [13]。因此下面我們將介紹應用 Lebedev 數值積分來快速求解小行星亮度值（2）。由於 Lebedev 積分是在單位球面上，因此我們建立下面的曲率函數來將三軸橢球體表面上

104的面積元映射到單位球面上，（3）這樣亮度函數（2）就可以轉化為在單位球面上的曲面積分（4）設小行星三軸橢球體模型的三個半長軸為，則其表面上的位置向量的參數形式為其中。則可以計算得到曲率函數為（5）1.3 反演問題光變曲線記錄的是小行星在某個時刻的亮度值以及地球、太陽在黃道坐標系下的座標。而亮度積分（4）則是在小行星為中心的坐標系內，因此需要將地球、太陽的位置座標旋轉到小行星坐標系下。設小行星的旋轉軸在黃道坐標系下的座標為（）, 初始相位角為，即初始時刻小行星坐標系旋轉到黃道坐標系的第三個歐拉角。則地球、太陽在小行星坐標系下的位置向量分別為其中為分別繞著 y，z 軸旋轉的旋轉矩陣，設 P 表示小行星自轉週期，則其自轉角速度為，相位角隨時間變化的關係為在橢球體參數方程下，其表面法向量為則曲率函數（5）可以化簡為，其中表示法向量的模。最後亮度積分（4）可以離散表示為這裏表示第 i 個面積元的法向量，而表示Lebedev數值積分的分量以及權重。基於上述表示，最後小行星亮度計算反問題可以描述為通過最小化尋找小行星最優物理參數集。其中表示觀測到的光變曲線，表示擬合得到的光變曲線，表示整條光變曲線的平均值。2 模擬計算為了驗證演算法的有效性，建立一個虛擬小行星。假設其形狀為一個標準的三軸橢球體，三個半長軸分別為，並且其自轉週期為 5.5 小時，自轉軸在黃道坐標系下的球座標為（）. 其他參數設定為此外由於實際觀測中無法避免大氣的干擾以及系統誤差的存在，因此對按照本文散射法則生成的光變曲線添加 2% 的隨機誤差，如圖 1 中‘*’所示。應用演算法後求解獲得相關物理參數為與初始化參數一致。這裏 a 由於計算的是相對亮度值，因此三軸橢球體的三個半長軸的數值可能與初始參數不一樣，但是軸比是一樣的，如分別接近 5/4 與 4.5/4. 最終擬合光變曲線如圖1 中實線所示，很好的擬合了初始光變曲線。

105盧曉平，等小行星光變曲線反演形狀模型的演算法研究圖1 虛擬三軸橢球體光變曲線下面將該演算法應用於真實小行星的光變曲線來計算其相關參數。這裏選取 Birch&Taylor[14]在 1985 年 4 月 19 日、20 日連續兩晚對（3）JUNO 觀測的光變曲線來嘗試計算其物理參數。並以此例來介紹如何應用我們提到的快速方法來獲得所需參數的過程。對於數值求解上述反問題中的非線性優化問題，有很多可行的方法，這裏我們選取常用的幾乎成為標準化的 Levenberg-Marquardt（簡稱 LM）演算法來求解。但是由於該演算法屬於局部優化演算法，因此必須對各種不同初始值進行搜索才能確保找到全局最優解，下面我們介紹一個合理的搜尋方案。圖2 自轉週期P的最優結果分佈第一步搜尋最優自轉週期。就目前觀測到的大部分小行星而言，其自轉週期為數小時。因此這裏對週期的初始值選取從 5 到 10，間隔為 0.02. 搜索結果如圖 2 所示，對於不同的週期初始值最終找到的最優解分佈。很顯然在週期 P=7.1983 處取得了最小的χ2值，這個週期即可認為是最佳週期。第二步搜尋最優自轉軸方向。在應用 LM 演算法搜索到最優週期後，可以固定相應的週期，然後在區間上以為間隔形成的網格結點作為自轉軸方向的初始值，繼續應用 LM 演算法尋找最優解。搜索結果如圖3 所示，顯示了自轉軸方向的經度 λ 最優值集中在與兩個值上。相應地，自轉軸緯度（地理緯度與球座標的極角為餘角關係）的最優值則分別為和。因此可以認為有兩個可能的自轉軸方向，需要進一步確認。圖3 自轉軸方向經度（）最優解分佈圖第三步搜索最優三軸長。在獲得最優週期，自轉軸方向等參數後，可以用這些已獲得的最優解作為初始值，並提高 Lebedev 積分的精度（如取 N=350），來進行精度更好地搜索，獲得最終可能的參數解。對於（3）JUNO 小行星利用兩條光變曲線求解得到的最終參數如下該參數與 Cellino 等人 [15] 發表的對（3）JUNO的研究成果相近。Cellino 等人的相關物理參數如下

106從上面的結果容易看出，該演算法計算得出的小行星自轉週期與 Cellino 等人發佈的結果非常接近，即 JUNO（3）小行星自轉週期利用該演算法僅需連續三晚的觀測資料即可準確得出。對於橢球體的三軸比，該演算法的結果，也與 Cellino 等人的一致。而對於小行星自轉軸的值兩者相差較大。主要原因在於兩點，首先是該演算法僅僅基於三條連續觀測獲得的光變曲線來進行反演計算，而 Cellino 等人採用的是連續幾年離散資料來進行反演；此外，由於小行星表面散射法則非常複雜，目前仍然沒有有效的演算法能夠準確對其進行擬合，Cellino 等人採用的是橢球在地球觀測垂直方向投影面積來估算亮度值，本文提出的演算法則使用的是積分離散化方式計算光度，採用的是 Kaasalainen 擬合函數來類比散射法則。再加上觀測誤差的影響，使得很多基於三軸橢球體模型的演算法對於自轉軸的定位都有較大的誤差。在Cellino 等人的論文中，在反演結果中也有另外一個可行解，即[15]圖4 擬合光變曲線的相位角顯示最後如圖 4 所示將兩條光變曲線按照相位角分佈以散點‘*’描繪出來，並用實線顯示擬合獲得的光變曲線。3 總結本文基於小行星形狀為三軸橢球體這一假設，通過應用 Lebedev 數值積分提出一種快速計算亮度積分的演算法。該演算法能夠較傳統的三角剖分方法更快速地計算亮度值，並且可以用較少的光變曲線來還原相關物理參數。最後通過對虛擬三軸橢球體小行星的類比驗證了演算法的有效性，並以（3）JUNO 小行星為例來演示如何應用該演算法以及 LM 優化演算法來搜尋相關物理參數的過程。並取得了與對該小行星物理參數已發表結論相近的結果。參考文獻[1] Jordi C., Gebran M., Carrasco J.M., et al. Gaia Broad Band Photometry [J]. A&A, 2010, 523(48): 1-16.[2] Russell H. On the Light-Variations of Asteroids and Satellites [J]. Astron. J, 1906, 24(5): 1-18.[3] Lumme K, Bowel l E . Radia t ive Transfer in Surfaces of Atmosphereless Bodies, I Theory [J]. Astron. J, 1981, 86: 1694-1704.[4] Lumme K, Bowel l E . Radia t ive Transfer in Surfaces of Atmosphereless Bodies, II Interpretation of Phase Curves [J]. Astron. J, 1981, 86: 1705-1712.[5] Karttunen K. Modelling Asteroid Brightness Variations. I-Numerical methods [J]. A&A, 1989, 208: 314-319.[6] Karttunen K., Modelling Asteroid Brightness Variations. II-The Interpretability of Lightcurves and Phase Curves [J]. A&A, 1989, 208: 320-326.[7] Kaasalainen M., Lamberg L. Interpretation of Lightcurves of Atmosphereless bodies. I-General Theory and New Inversion Schems [J]. A&A, 1992, 259: 318-332.[8] Kaasalainen M., Lamberg L. Interpretation of Lightcurves of Atmosphereless bodies. II-Practical Aspects of Inversion [J]. A&A, 1992, 259: 318-332.[9] Kaasalainen M., Torppa J. Optimization Methods for Asteroid Lightcurves Inversion I. Shape Determination [J]. Icarus, 2001, 153: 24-36.[10] Kaasalainen M., Torppa J. Optimization Methods for Asteroid Lightcurves Inversion II. The Complete Inverse Problem [J]. Icarus, 2001, 153: 37-51.[11] Kaasalainen S., Kaasalainen M., Piironen J. Ground Reference for Space Remote Sensing Laboratory Photometry of an Asteroid Model [J]. A&A, 2005, 440:1177-1182.[12] Lebedev V., Laikov D. A Quadrature Formula for the Sphere of the 131st Algebraic Order of Accuracy [J]. Doklady Mathematics, 1999, 59(3): 477-481.[13] Kaasalainen M., Lu Xiao-ping, Vanttinen A. Optimal Computation of Brightness Integrals Parametrized on the Unit Sphere [J]. A&A, 2012, 539: 93-102.[14] Durech J., Sidorin V., Kaasalainen M. DAMIT: a Database of Asteroid models [J]. A&A, 2010, 513:46-58.[15] Cellino A., Hestroffer D., Tanga P. et al. Genetic Inversion of Sparse Disk-Integrated Photometric Data of Asteroids: Application to Hipparcos Data [J]. A&A, 2009, 506: 935-954.

107第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 仲裁協議之司法審查：澳門的實踐及問題費蘭芳（澳門科技大學法學院，澳門）摘要：法院在特定情形下可以對仲裁協議有效性做出司法審查。國際商事仲裁發展的最新趨勢是秉持支持仲裁的態度,對仲裁協定的存在及有效性給予更爲寬泛的認可。本文檢討澳門在仲裁協議司法審查方面的法律規定和司法實踐,比較澳門相關制度與實踐與國際仲裁法最新潮流的契合與差距，幷對澳門仲裁的司法審查提出完善的意見。關鍵詞：仲裁協議；司法審查；澳門仲裁Judicial Reviey of ArAitration Agreementt: Practice and ProAlems of MacauLanfang FEI( Faculty of Law, Macau University of Science and Technology, Macau, China )AAstractt: Court could review the validity of arbitration agreement under certain circumstances. The latest development of international arbitration law is to give the validity of the arbitral agreement more broad interpretation. This article reviews the legislation and judicial practice in terms of the validity of arbitration agreement in Macau and provides suggestions to improve relevant rules and practice towards the international arbitration norms. eyyordst: Arbitration agreement; judicial review; Macau arbitration收稿日期：2013-02-02；修訂日期：2013-03-05。費蘭芳，女，香港大學博士，澳門科技大學法學院講師，主要研究方向：國際商事仲裁及替代性爭議解決機制。E-mail:llfei@must.edu.mo，Tel: 00853-889729670 引言：仲裁協議有效性之司法審查所謂仲裁協議，依照《涉外商事仲裁專門制度》（第 55/98/M 號法令）第七條之規定，系指當事人决定將他們之間在某個特定法律關係上，不論是否屬合同關係，已産生或可能産生之所有或某些爭議，提交仲裁之協議[1]。仲裁協議是仲裁的基石，無協議則無仲裁。如若當事人對仲裁協議的效力存有疑義，則可提請法院對仲裁協議的有效性進行司法審查。仲裁協議司法審查是司法對仲裁的監督的一種表現形式，其本質是國家公權力對仲裁這種非正式糾紛解决機制的公正性的監控，其現實性則源于仲裁裁决最終有耐于司法機確保執行[2]。仲裁協議的司法審查標準依各國法律規定各有不同，通常涉及仲裁協議的形式是否符合法律規定，內容是否具有可仲裁性，是否爲當事人合意訂立以及仲裁約定是否明確等事項[3]。近年來 ,國際商事仲裁的傾向是對仲裁協議的存在和效力給予更爲寬泛的認可。具體而言，各國法律傾向于 “對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”[4]，放寬仲裁協議的形式要求和認定標準，而法院在實際的案件中則根據法律規定和現實可能，不拘泥于書面形式及文字語言的限制，儘可

108能的確認仲裁協議的存在及效力，使得當事人的仲裁意願能够得以實現[5]。本文擬檢討澳門仲裁協議司法審查的法律和相關實踐，對支援仲裁協定效力的政策在澳門的相關法律中的規定及法院在具體案件中是否貫徹及如何貫徹“傾向于仲裁”原則進行分析，澄清澳門法律相關規則的優劣得失，幷對澳門仲裁法制的進一步完善提出具體的建議。1 澳門仲裁協議司法審查的法律及實踐澳門仲裁制度的主體法律包括《仲裁法律制度》（第 29/96/M 號法令）及《涉外商事仲裁專門制度》（第 55/98/M 號法令）。前者爲自願仲裁提供了法律框架而後者則幾乎完全參照《國際商事仲裁示範法》[6]。兩部法令均受到“對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”所影響。首先，兩部法令均對仲裁協議的有書面的要求，但對書面的形式均規定的比較寬泛。第29/96/M 號法令第六條第二款第二部分認爲“當事人在仲裁過程中的合意，即使僅爲被訴人的默示同意，也算是具有書面形式”[7]。而第 55/98/M 號法令本身即是澳門採納《國際上事仲裁示範法》的產物，其第七條對書面仲裁協議的規定則更爲寬泛，用語也更爲嚴謹，明確協議如載于當事各方簽字的檔中，或載于往來的書信、電傳、電報或提供協定記錄的其他電訊手段中，或在申訴書和答辯書的交換中當事一方聲稱有協議而當事他方不否認即爲書面協議，則可構成書面[8]。其次，兩部法律均明確無論是本土仲裁還是涉外仲裁，均可通過援引方式達成有效仲裁協定。第 29/96/M 號法令規定一個合同可以直接包含仲裁協議，或包含一條款指出載有仲裁協議之檔[9]。而第 55/98/M 號法令則規定在合同中提出參照載有仲裁條款的一項檔即構成仲裁協議，如果該合同是書面的而且這種參照足以使該仲裁條款構成該合同的一部分的話[10]。援引的效力在具體的司法實踐中得到了法官的貫徹。在一起案件中，澳門足球協會的會員與澳門足球協會産生爭議。澳門足球協會的章程中幷無對爭端解决機制的規定。但終審法院注意到，澳門足球總會章程第 2 條規定澳門足球總會須考慮國際足球協會的决議所設計的情况，且章程第 5 條第 2 款規定在會員的權利和義務中包括遵守和使公正遵守本身球會，國際足球協會和澳門足球總會的章程及內部規章。上述普遍性的援引要求澳門足球協會的會員必須遵守國際足球協會章程內訂立的規則。而國際足球協會章程第 64 條第 2 款明確禁止“求助于民事司法法院，除非國際足球協會的章程內有特別規定。”國際足球協會章程第 62 條第 1 款同時規定“承認總部設在（瑞士）洛桑的體育仲裁法庭(CAS) 最爲解决國際足球協會，會員協會，各洲際足聯，聯賽，俱樂部，球員、官員、以及獲授權的和批准的賽事和球員經紀人之間糾紛的法庭。”而該條第一款規定 “各洲際足聯、會員協會和聯賽比尋承諾確認體育仲裁法庭作爲一個獨立的司法機構、幷采取所有必要措施確保其會員、下屬球員和官員遵守體育仲裁法庭做出的决議”。實際上，國際足球協會在其章程 64 條第 3 款明確要求會員協會有義務在章程中加入球會內部的爭議應有獨立的、經適當組成的和或球會或洲際足聯規則承認的仲裁庭或體育仲裁法庭審議。但澳門足球協會的章程內沒有提供這一仲裁條款。法院認爲儘管澳門足球總會章程內沒有仲裁的明示條款，但通過澳門足球總會章程第 5 條第 2 款的准用，國際足球協會章程內的仲裁解决機制直接構成澳門足球總會成員權利義務方面的規定。因此，終審法院裁定澳門足球協會和會員的爭議應該以仲裁解决[11]。顯然，終審法院實際上確認了有效援引亦構成有效仲裁條款的規則。這種規則實際上是基于支援仲裁條款有效性的政策下，對仲裁條款的“書面”所作的擴大解釋，即仲裁實踐中，如當事人的合同未寫明仲裁條款，而只援引了其他載有仲裁條款的書面檔，幷使該檔作爲原合同的一部分，則也符合書面要件，這一規則已經在大部分國家得到了確認，在本案中終審法院的法

109費蘭芳仲裁協議之司法審查：澳門的實踐及問題官恰當的闡釋及適用了援引的規則。第三、除法律規定的事項外，法院在司法實踐中不認可仲裁協議可因其他事項而無效。除因缺乏書面性，缺乏合意以外，澳門仲裁法也明確了如果仲裁協議之一方依所適用之法律當事人當時處于某種無行爲能力之情况，或者爭議標的依照澳門之法律不得透過仲裁解决，也能導致仲裁協議的不存在或無效[12]。但除上述法律明確規定的事項以外，無其他事項可以導致仲裁協議的無效。這一政策反映在在澳門特別行政區中級法院2010 年處理的一起案件中。在該案中 , 當事人簽署的分營合同第 9 款第 1 項規定，凡有關合同的解釋，效力和實施的一切爭議，除法庭必須由澳門法院以專屬管轄權審理外，均應由仲裁庭審理。但原告主張雖然其認同在抽象層面上來說，已出現把是次爭議交由仲裁庭審理的前提，但由于原告在興訴當天已陷入嚴重虧損的財經情况，而有關虧損金額的四分之一乃被告拖欠支付溢價金餘數所致，原告實在幷無財力去支付仲裁庭的開銷，且根據葡國最高司法法院 2000 年 1 月 18 日的一宗裁判，如原告並無財力去支付仲裁庭的開銷時，則可直接轉為向正式法院興訴。初級法院第三民事法庭主案法官采納了原告主張，裁定初級法院民事庭對案件有審理權。被告不服，像澳門中級法院提起平常之訴。上訴之核心爭議在于原告能否以在興訴時已無財力支付仲裁庭開銷爲由，直接向初級法院起訴被告。由于原告和被告在合同內定了須把凡不涉及澳門法院專屬管轄的爭議交由仲裁庭審理，而且法院認爲在有關資源仲裁條款內幷沒有做出任何涉及萬一無財力去支付仲裁庭開銷時的但書或排除條款，所以合約任一方均不能再事後在無法律規定容許其可不遵守原先自願簽訂的仲裁條款下違反仲裁條款。法院進一步說明既然自願選擇了仲裁機制而弃用正式法院的裁判機制，就不得違反仲裁條款，倘真的無力支付仲裁庭的開銷，亦可籌借所需款項。中級法院因此拒絕參考葡國案例的法律觀點[13]。在上述案件中，儘管葡萄牙法院曾有因無財力支付仲裁即可由法院受理案件的先例，但澳門法院沒有盲目接受葡國的先例。而是尊重當事人在意思自治情况下簽署的仲裁協定，幷未因當事人無法支付仲裁費用就否定其效力，顯示了法官對仲裁協定的尊重和對仲裁予以支持的態度。2 澳門仲裁協司法審查相關制度的不足及完善通過對上述對澳門仲裁協定有效性司法審查的規則及時司法實踐的檢討，我們可以發現，澳門法都對“有利于仲裁協議有效”的政策有所貫徹。但是在法律規則及適用層面，澳門尚有不少不足之處：其一，第 29/96/M 號法令第七條和第十一條存在矛盾不清。第 29/96/M 號法令第七條規定了引致仲裁協議無效的情形，即仲裁協議應明確定出爭議之標的及指定仲裁員，或最低限度指出指定仲裁員之方式，否則將引致仲裁協議無效。依照該條規定，如果是仲裁協定，應該明確定出爭議標的和指定的仲裁員，或者最低限度定出指定仲裁員的方法。如果一項澳門本地仲裁協議沒有指定仲裁員或指出指定仲裁員的方式，則仲裁協定應爲無效，當事人可致法院提起訴訟。但同時第十一條又規定，可以按照當事人的意願直接或透過第三人指定仲裁員，尤其是可以由專門仲裁機構指定。因此，如仲裁協議就仲裁員之指定並無訂立，亦無指定或選定方式之約定，則每一方當事人指定一名仲裁員。依據該條，如仲裁協議中即便無指定仲裁員的方式，也可每一方當事人指定一名仲裁員從而確認仲裁員，因而仲裁協議幷不必然無效[14]。由此，仲裁協議中未指定仲裁院究竟是否導致仲裁協議無效則不清晰。實際上，這一矛盾在具體的案件中也引發了適用的歧義。2007 年，內地法院處理了一起選擇澳門作爲仲裁地的仲裁條款的有效性的案件。在該案中，申請人成都七彩服裝有限責任公司（七彩）與被申請人創始時裝有限公司（創始）在專

110營合同的第七條第五款約定，因履行本協定所産生的一切爭議，雙方應首先友好協商解决，協商不成時，應提交澳門特別行政區相關仲裁委員會依其仲裁規則進行仲裁。成都市中級人民法院和四川省高級人民法院在審理該案時形成了兩種意見，其一是認爲仲裁協議有效，第 55/98/M 號法令第十一條第三款的規定是對仲裁協議中沒有指出指定仲裁員的程式的補充性規定，可見在仲裁協議中沒有指出指定仲裁員的方式幷不必然引致仲裁協議無效，且世貿仲裁中心已受理本案爭議，應當認定仲裁協議有效。其二爲仲裁協定無效，根據第 29/96/M 號法令第七條規定，仲裁協議沒有指定仲裁員或訂出指定仲裁員的方式，應確認仲裁協定無效。該規定應爲關于確定仲裁協議無效的一般原則性規定，同樣適用于涉外商事仲裁程式。第 29/96/M 號法令和第 55/98/M 號法令第十一條雖規定了雙方當事人沒有約定指定仲裁員的程式，應當適用的規則，但該規則適用前提應是仲裁程式已經開始的情形。本案仲裁條款未指定仲裁員，也未指出指定仲裁員的方式，且雙方當事人又未就此達成補充協議，七彩公司已在內地向人民法院提起訴訟，故仲裁條款應認定無效。此案最後依循預先報告制度請示至最高人民法院 , 最高人民法院最終認定本案應優先適用第 55/98/M號法令的規定。由於第 55/98/M 號法令對于當事人在“無關于指定一名或數名仲裁員之程式之協定”的情况下如何確定仲裁庭的組成作出了明確的規定，因此根據當事人約定適用的澳門特別行政區法律，可以確定仲裁員的指定方式。而根據目前查明的事實，澳門世貿仲裁中心也已經根據創始時裝有限公司的申請受理了相關案件。故認爲本案仲裁條款未指定仲裁員，也未指出指定仲裁員方式，因此應確認無效的意見缺乏法律依據，本案所涉仲裁協議應認定有效[15]。顯然 , 在上述內地審理的涉澳仲裁的案件中，挑戰仲裁協議的一方就是憑藉第 29/96/M 號法令的第七條對仲裁協議的有效性提出了質疑，而這一觀點也得到了低級法院部分法官的支援。儘管最高人民法院最終明確該案應該適用第 55/98/M號法令，但第 29/96/M 號法令的第七條仍有修訂之必要，以避免在以後的司法實踐中引發混亂。既然第十一條已經明確了指定仲裁員的方式，則指出仲裁員之方式就不應是仲裁協議有效的要件，這也是支援仲裁協定之政策的應有之意。其二，第 29/96/M 號法令和第 55/98/M 號法令對“對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”政策的體現有失衡之處。上述案件同樣反映出澳門的雙軌立法模式較易引發適用上的混淆。與內地相似，澳門仲裁也采本地仲裁和涉外仲裁的雙軌立法模式。澳門的雙軌立法不是如內地一般在一般性的仲裁規則中設專章規定涉外仲裁，而是頒布了兩部法令分別規範自願仲裁和涉外仲裁，即第 29/96/M 號法令和第 55/98/M 號法令。如上文所述，第 29/96/M 號法令與第 55/98/M 號法令中對“對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”仲裁協議的政策均有所體現，譬如都明確了來往書信或其他文件中仲裁意圖的效力及援引其他檔中仲裁協議的效力[16]，但後者較之前者的規定則更為明確也更為支持仲裁。除要求仲裁協定應明確訂出爭議之標的及指定仲裁員，或最低限度指出指定仲裁員之方式外。第 29/96/M 號法令額外要求仲裁條款應明確指出可能發生之爭議所涉及之法律關係[17]。這一要求與內地仲裁法對仲裁條款的要求相同，在實踐中均存有模糊之處。概因仲裁條款的表述方式可能極爲簡單，譬如僅在合同中寫明“雙方當事人同意仲裁”，而略去對仲裁的爭議的說明，在這種情况下，依照“對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”政策仍應確認仲裁的效力。所以上述對仲裁條款應明確爭議和法律關係的要求頗為多餘。與第 55/98/M 號法令不同，第 29/96/M 號法令規定仲裁協議得訂定一上訴仲裁審級或訂定對仲裁裁决之上訴應向高等法院提出[19]，這實質是允許當事人約定可以對仲裁裁决上訴，幷可能導致

111費蘭芳仲裁協議之司法審查：澳門的實踐及問題對仲裁協議有效性的二次審理。從尊重當事人意思自治的角度出發，此種規定幷無不妥，但似有引導律師或當事人在仲裁條款中增設上訴條款之嫌疑，這將影響仲裁程式的效率及終局性的最大特點，建議增設條款說明當事人在仲裁協議中也可完全排除上訴程式的適用，以避免誤導。另外，第 29/96/M 號法令第三十七條規定任何利害關係人或檢察院得隨時主張仲裁裁决無效且司法法院得隨時依職權宣告仲裁裁决無效[19]的規定過于寬泛模糊，應明確利害關係人及司法法院主張仲裁裁决無效的具體事由。香港新《仲裁條例》（第 609 章）在 2011 年6 月 1 日實施，在《國際商事仲裁示範法》的基礎上，統一了本地及國際仲裁體制[20]。澳門似可考慮參照香港立法的最新進展，統一自願仲裁和涉外仲裁的法律從而爲仲裁提供更爲清晰的法律框架。其三、第 55/98/M 號法令應當跟隨《國際商事仲裁示範法》的最新修訂進展。第 55/98/M 號法令幾乎完全參照聯合國國際貿易法委員會一九八五《國際商事仲裁示範法》，僅僅對《示範法》第七條第一款及第三十六條第一款作出修改，上述改動幷無實質影響，在仲裁協議的效力方面完全照搬了一九八五《示範法》的規定。但隨著國際貿易形態的變化和國際商事仲裁的發展，2006 年 7 月 6 日，聯合國國際貿易法委員會（以下簡稱“貿法會”）通過了《國際商事仲裁示範法》的修訂稿。此次修訂涉及《示範法》第 7 條“仲裁協議的定義和形式”、第 17 條“仲裁庭命令採取臨時措施的權力”及第 35 條第 2 款的修改案文，幷增設了第 2 條第 2 款“國際淵源與一般原則”。此次修訂的重要變化之一就是進一步放寬了仲裁協議書面形式要求的限制。修訂前的《示範法》第 7 條第 2 款規定：“仲裁協議應是書面的。協議如載於當事各方簽字的檔中，或載於往來的書信、電傳、電報或提供協定記錄的其他通訊手段中，或在申訴書和答辯狀的交換中當事一方聲稱有協議而當事他方不否認即爲書面協議。在合同中提出參照載有仲裁條款的一項檔即構成仲裁協議，如果該合同是書面的而且這種參照足以使該仲裁條款構成該合同的一部分的話”。經修訂後的《示範法》第 7 條提供了兩種備選案文。“備選案文一”對仲裁協議的書面形式作了進一步的擴展解釋。除沿襲原第七條的內容外，還增加第 3 款規定：“若仲裁協定的內容以任何形式記錄下來，則爲書面形式，無論該仲裁協議或合同是以口頭方式、行爲方式還是其他方式訂立的。” 增加的第 4 款規定：“電子通訊所含資訊可以調取以備日後查用的，即滿足了仲裁協議的書面形式要求。“電子通訊”系指當事人以資料電文方式發出的任何通訊；“資料電文”系指經由電子手段、電磁手段、光學手段或類似手段生成、發送、接收或儲存的資訊，這些手段包括但不限于電子資料交換、電子郵件、電報、電傳或傳真。”上述兩項修訂反映了國際商業實踐和電子通訊技術發展的需要。而“備選案文二”則完全取消了對仲裁協議書面形式的要求，僅僅只是簡單規定了“仲裁協定的定義”，“仲裁協定是指當事人同意將他們之間一項契約性或非契約性的法律關係中已經發生或可能發生的一切或某些爭議提交仲裁的協議”，無論口頭和書面形式均可。比較備選案文一和備選案文二，後者更爲激進且在實踐中采納的國家較少[21]。對仲裁協議做書面要求仍然是國際商事仲裁法的主流傾向，澳門應追隨各國支持仲裁政策（pro-arbitration）及從寬解釋仲裁條款書面形式以“有利于仲裁協議有效”的潮流，依照備選方案一進一步修訂第55/98/M 號法令第七條，以實現推動涉外仲裁發展進而有效吸引外資及發展對外貿易的立法意圖。3 結語當今世界，支持仲裁的發展已經成為一項國際共識。支持仲裁意味著一切有關仲裁的事項應做有利於仲裁實施的認定[22]，仲裁協議是仲裁的

112基石，針對仲裁協議採納“對于仲裁協議的有效性給予較有利的條件的原則”的政策是支援仲裁的重要內容。澳門在立法和司法實踐中均對“有利于仲裁協議有效”的原則有所體現，但與國際商事仲裁的最新進展相比又都尚有差距。澳門應進一步完善相關立法，積極推動仲裁在澳門的發展。參考文獻[1] 第55/98/M號法令第七條（一）[2] 于喜富：“论仲裁协议有效性的司法审查”，《山东审判》，2008年，第1期，第34页[3] 孙南申，涉外仲裁司法审查的若干问题研究——以仲裁协议为视角，《法商研究》2007年第6期， 116-122页[4] 邵博韜,澳門之自願仲裁，[EB/OL].(2004-12-19)[2012-12-20]：www.dsaj.gov.mo/EventForm/DisplayEvent.aspx?Rec_Id=1058[5] 王生長，中國特色的仲裁管轄權決定制度---成就和問題，中國國際經濟貿易仲裁委員會編著：《中國國際經濟貿易仲裁委員會管轄權決定選編》，中國商業出版社2004年2月第1版，第305-307頁; 又見Appeals from Arbitration Orders under the Federal Arbitration Act: Pro-Arbitration Policy Clashes with the Right to Appeal Final Decisions - Randolph v. Green Tree Financial Corp.; Baxter, Sarah 2000,J. Disp. Resolution. pp.165.[6] 澳門仲裁法的歷史發展及其他法令參見李淑樺,澳門特區仲裁制度及承認外地裁判的簡史與現況－－－澳門作為中國與葡語國家監視橋樑之獨特及典範角色，《行政》第二十四卷，總第九十二期，2011 No.2,341-361及唐曉晴，澳門仲裁的現狀與機遇，[EB/OL].(2008-2-1)[2012-12-20]：www.lawtime.cn/info/zhongcai/zclw/2008111441343.html[7] 《澳門地區自願仲裁法草稿》第45頁[8] 第55/98/M號法令第七條（2）[9] 第29/96/M號法令第七條（3）[10] 第55/98/M號法令第七條（4）[11] 第29/2010號上訴案[12] 第29/96/M號法令第七條[13] 第157/2010號上訴案[14] 第29/96/M號法令第七條[15] 最高人民法院關於確認成都七彩服裝有限責任公司與創始時裝有限公司專營合同中仲裁條款效力一案的請示的復函，（2007年9月18日　[2007]民四他字第16號），見萬鄂湘主編，涉外商事海事審判指導，2007年第2輯（總第15輯），人民法院出版社，2008年版，80-84[16] 第29/96/M號法令，第六條；第55/98/M號法令，第七條[17] 第29/96/M號法令，第七條（一）（二）[18] 第29/96/M號法令，第三十四條[19] 第29/96/M號法令，第三十七條（三）[20] 香港新《仲裁條例》（第609章）[21] 趙鍵，聯合國《國際商事仲裁示範法》2006年修訂條款評述－－兼論對我國仲裁立法與實踐的影響，中國國際私法與比較法年刊(2007第十卷)[22] 王紅松：《〈仲裁法〉存在的問題及修改建議》，載《北京仲裁》第52輯，法律出版社2004年9月第1版，第23頁科研進展大學舉行新聞發佈會中藥研究取得重大成果大學於1月22日舉行了中醫藥研究獲國家科技進步獎新聞發佈會。會上公佈了由澳門科技大學校長兼中藥品質研究國家重點實驗室(澳科大)主任劉良講座教授率領的研究團隊，長期從事中藥抗關節炎研究，其“抗關節炎中藥製劑品質控制與藥效評價方法的創新及產品研發”專案，喜獲2012年度國家科學技術進步獎二等獎。國務院1月18日在人民大會堂隆重舉行國家科學技術獎勵大會，獲獎項目主要完成人劉良講座教授、周華副教授、姜志宏教授出席了大會。劉良講座教授等六十五位獲獎代表登上主席臺，接受國家領導人的親自頒獎。在中醫藥研究領域，獲得國家科學技術獎勵在澳港地區還是第一次。這標誌著澳門科技大學中藥品質研究國家重點實驗室的中藥研究水準進入了國家領先行列。該項目成果豐碩, 獲得抗關節炎正清風痛寧系列產品3個，國家藥品品質標準5項，新藥證書2個，藥品生產批件5個，中國授權專利4項，美國授權專利2項，發表研究論文41篇，其中國際SCI英文期刊論文27篇。截至2011年11月9日止，僅27篇國際SCI期刊論文已被引用400多次，涵蓋逾60種英文和近20種中文期刊及3本學術專著和教材。可見，其研究成果不僅具有重大的學術價值, 而且產生了很好的社會和經濟效益，推動了中藥產業的科技進步以及我國中藥研究的國際化。

113第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善——以地溝油事件為例李　梁（澳門科技大學法學院，澳門）摘要：隨著全球化進程的加快和社會不確定因素的增多，當今社會的發展具有較大的不確定性和潛在的風險性，它既是一個常態管理的社會，也是一個風險高發的非常態管理社會。以“地溝油＂事件引發的食品安全事故為切入點，運用貝克的風險社會理論剖析隱藏在食品安全問題背後的深層原因，並提出了行之有效地解決我國食品安全問題對策，從“地溝油＂事件出發闡述刑法對食品安全保護的必要性，進一步建立健全食品安全風險控制系統。關鍵詞：風險；風險社會；食品安全；刑法保護Defect and perfection of the criminal protection of food safety from the perspective of risk society in drainage oil eventLiang LI( Macau University of Science and Technology , Faculty of Law, Macao, China )AAstractt: With the accelerating of the process of globalization and the increasing of the social uncertain factors,the developing of the society of today has the greater uncertainty and potential risks, it is a normal management society, also is a high risk of abnormal management society. Taking the food safety accidents caused by " drainage oil " event as the breakthrough point, using Beck's risk society theory to analyze the deep reason behind the food safety problems, and puts forward some effective measures to solve the problems of food safety in our country, expounds the necessity of protection to the food safety law, further establish improving the food safety risk control system from the point of view of " drainage oil " event.eyyordst: Risk society; 8th Criminal Law Amendment; Food safety; Defect and perfection ; Criminal law protection收稿日期：2013-02-25；修訂日期：2013-06-16。通訊作者：李梁，男，漢族，河南商丘人，澳門科技大學法學院2010級刑法學博士研究生;研究方向：刑法學、犯罪學、刑事政策學。E-mail: lilianglaw@yahoo.com.cn，Tel: 62192591 0 引言在風險社會理論中，“風險”是一個最基本的概念，是風險理論的基石。20 世紀 80 年代，德國著名學者烏爾里希 ‧ 貝克在《風險社會》一書中首次提出風險社會這一概念。風險社會理論中賦予“風險”一詞新的涵義，烏爾里希 ‧ 貝克認為，“風險”是一個很現代，指明自然終結和傳統終結的概念[1]。他用這一概念描述當今西方高度發達的現代社會，反思、批判現代性出現以來風險因素日益突出的社會現象，並提出了風險社會理論。從風險社會理論的論述來看風險刑法，該理論與風險社會理論具有直接的淵源關係，主要特

114徵在於將刑法介入的時間提前，擴大犯罪圈。它主要體現在以下方面：一是刑罰目的轉向積極的普通預防；二是通過推定，減少控訴方的證明要求或減輕控訴方的證明責任，如嚴格責任的引入、行為人主觀過錯的推定等；三是行為範疇的擴大化，在傳統刑法中，行為主要是指作為、不作為，持有只是一種例外，在風險刑法理論中，通過制定法，課以行為人作為義務，不作為行為作為一種刑法中的行為，具有擴大化的趨勢，持有型行為也有擴大化趨勢，即只要某人對某種事態應該控制、能夠控制卻沒有控制而令其發生的，就應承擔刑事責任[2]；四是將犯罪成立的標準前移，在傳統刑法中，處罰的主要對象是對法益造成現實侵害的行為，對法益造成現實的侵害是犯罪既遂的標準，對犯罪預備行為與未遂行為的處罰只是特例，但在風險刑法之中，危險犯成為公害犯罪一種重要的犯罪形式，不僅處罰具體危險犯，也處罰抽象危險犯；一般只具有抽象危險的犯罪預備行為也不時被有選擇地獨立定罪。在我國，人們對“風險社會”的內涵及我國是否已進入“風險社會”等問題還存在不同的認識，但不可否認的是，在我國現代化的進程中，環境風險、信任風險等各種風險正在逐漸增多、增大，而近年來頻發的食品安全事件就是適例[4]。由此看來，我國刑法應加強對危險犯特別是抽象危險犯的立法，以預防風險轉化為實害。因此，刑法治理理念的轉變是必要的，而《刑法修正案（八）》有關保護民生的規定，正是民生法治，進而是和諧法治在刑法領域的貫徹，是刑法治理理念的重要體現。1 從風險社會的視角：透視食品安全現狀1.1 “地溝油”事件回顧2010 年 3 月 17 日，《中國青年報》一則關於“地溝油”的報導稱，武漢工業學院教授何東平在組織認真調查之後，估計我國每年有 200 ～ 300萬噸地溝油流回餐桌。更為可怕的是，地溝油中主要有害物質之一的黃麯黴素的毒性是砒霜的 100倍[5]。按照現有消費情況，一個人吃 10 頓飯，可能有 1 頓碰上的就是地溝油。2011 年 9 月 13 日，中國公安部發佈消息，統一指揮浙江、山東、河南等地公安機關首次全環節破獲了一起特大利用地溝油制售食用油的系列案件，摧毀了涉及 14 個省的“地溝油”犯罪網路，搗毀生產銷售“黑工廠”“黑窩點”6 個，抓獲 32 名主要犯罪嫌疑人，同時扣押食用地溝油 100 餘噸。這一事件在電視、網路等媒介公佈後，引發了強烈的社會輿論。地溝油，泛指在生活中存在的各類劣質油，如回收的食用油、反復使用的炸油等。而此次事件中所說的“地溝油”是將下水道中的油膩漂浮物或者將賓館、酒樓的剩飯、剩菜（通稱泔水）經過簡單加工、提煉出的油。有淘者專門對其進行加工，撈取大量暗淡渾濁、略呈紅色的膏狀物，僅僅經過一夜的過濾、加熱、沉澱、分離，讓這些散發著惡臭的垃圾變身為清亮的“食用油”，最終通過低價銷售，重返人們的餐桌。這種被稱作“地溝油”的三無產品，主要成分仍然是食用油中的甘油三酯，卻又比真正的食用油多了許多致病、致癌的毒性物質。有人形象的稱其為“城市下水道裏悄悄流淌的垃圾”。此油長期食用可能會引發消化不良、腹瀉、腹痛、甚至胃癌、腸癌，對人體的危害極大。地溝油也稱為潲水油，是指食用油經過炒、煎、炸等方式使用後，本應作為餐廚垃圾進行處理，卻在收集、處理後，重新作為食用油使用的一種特殊油脂。典型的地溝油是從泔水桶或下水道中收集和加工的油脂。下列 3 種也屬於地溝油：（1）油炸食品時同一鍋油反復多次使用後，仍然繼續油炸或用於燒菜。這種油也稱為回鍋油，其中的有害物質隨反復加熱的次數而增加，危害可能比地溝油還要高。（2）烤鴨、烤雞產生的油。（3）劣質豬肉、豬內臟、豬皮加工提煉的油 [6]。1.2 “地溝油”事件出現的原因分析（1）暴利驅使“地溝油”流向餐桌。據悉，從餐飲業的餐廚垃圾中提煉 1 噸地溝油，成本僅300 元左右，按照現在公開的案件來看，地溝油賣

115李梁風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善到 3000 元 /噸，食用油的價格是 1噸 6000元。“地溝油”行業一年的暴利達 15 億～ 20 億元，職業掏地溝油者一個月的收入可達上萬元。不法之徒受利益的驅動，冒天下之大不韙，置人民的生命健康於不顧，制假、售假，坑害群眾。食品安全事件的頻發，固然主要原因是生產、銷售者的謀利企圖，食品安全問題的發生與不法之徒利益不無關係，這些生產者為了追求不法利益，不顧人民群眾的安危。冒天下之大不韙，置人民的生命健康於不顧，制假、售假，坑害群眾。（2）食品監管機構的監管的不力。據報導，地溝油已經存在很久，也有消費者對此情況進行反應和投訴，但是並沒有引起相關部門的重視。若不是通過媒體曝光，地溝油的危害也很難引起各級政府和執法部門如此的關注。很多地方憑藉進貨憑據監督各餐館食用油的使用情況，但是執法部門靠餐館提供的進貨憑據來判斷是否使用地溝油，真假難辨，這種做法並不嚴謹，使得“地溝油”在監管方面存在很多漏洞。（3）監管標準不完善。目前，從事地溝油加工回收的絕大多數都是小作坊、小企業，他們的經營模式原始落後，這種極不規範的經營模式很難保證地溝油最終不會流回到餐桌上。此外，正如何教授所說，雖然提純的地溝油可以達到國家一級油的標準，但是無論是從成本還是技術上來講，回收地溝油的企業在目前條件下都很難達到規定的標準，於是他們便為圖一己之利而將地溝油低價出售給餐館[7]。（4）食品的安全尤其是食用油的安全，涉及回收地溝油企業、餐館甚至監管部門的各種法律責任。當下，我國食品監管的不力，缺乏應有的法律規制，尚未健全或者尚未使用先進的食品安全控制體系，導致在食品安全中的管理和處罰力度不夠。食品生產、銷售受衛生、工商、檢驗等多個部門的共同監管，涉及複雜的程式和環節。同時，多個行政管理部門之間未能真正齊抓共管，主要監管部門缺乏必要的人力和專業技術人員。更為遺憾的是，多個管理部門之間經常出現互相推脫責任的現象，互不履行監管職責，導致監管力度的不足。此外，食品安全事件的處罰力度不夠，在食品安全事件中通常採取罰款、停業整頓或吊銷營業執照等處罰措施，被處罰者往往在事後會捲土重來，不但沒能實現有效的監管，反而增加了繁重的食品安全監管任務。當下，中國社會的轉型、改革開放的深化、現代化的推進，均伴隨著風險的產生，甚至將可能進入高風險社會。風險社會並不是歷史分期意義上的，更不是指代某個具體社會和國家發展的歷史階段，而是對現代社會在當代呈現出的某些特徵的形象描述以及人類風險意識增強而形成的一種具有普遍意義的風險文化。可見，食品安全問題在性質上已不屬一般意義上的制假售假問題，而是生產過程中的添加劑、加工或者某些成分的危害，已經具備了“風險”的某些特徵。食品安全問題不可回避，解決問題的關鍵在於查找原因，對症下藥，完善機制，防患未然。1.3 食品安全事件出現的刑法原因分析目前我國刑法典中關於食品安全犯罪的規定在體系上缺乏銜接性，且總體法定刑較輕，對當前嚴峻的食品安全形勢的控制力不夠。從犯罪主要客體界定的角度看，現今食品領域的犯罪已呈現出擴散性、範圍廣、後果嚴重的特點，不特定多數人的身體健康和生命安全成為食品安全犯罪的主要客體。而危害公共安全罪侵犯的同類客體是不特定或多數人的生命、健康和重大公私財產的安全。當下食品安全事件頻發的原因和刑法的體系和刑法的結構不無關係，筆者從以下兩個方面分析：（1）食品安全犯罪的入罪標準較高現有刑法規定的兩個危害食品安全的罪名，對象都是不符合衛生標準的食品，有毒、有害食品也屬於不符合衛生標準的一種，當生產、銷售摻入有毒、有害食品外的其他不符合衛生標準的食品時，只有足以造成危害結果時，才能入罪，對生產經營一般的不合格產品沒有達到法律規定的結果或者危險程度的，應當按照刑法第一百四十

116條規定的生產、銷售偽劣商品罪進行處罰，但是該罪的認定又必須達到“銷售金額五萬元以上的標準”。可見，刑法規定的入罪標準較高。（2）刑法在規定食品安全方面出現了空白地帶我國刑法對食品安全犯罪的規定，體現了傳統的刑事立法的特點，沒有體現刑法有關犯罪以預防為主的方針。首先，我國刑法規定的食品安全犯罪都是故意犯罪，對於過失危害食品安全的行為並沒有進行規定。實際上，食品行業存在較高的風險，食品生產經營者負有較高的責任。比如《食品安全法》第 27 條對食品生產經營者提出非常詳細和具體的要求：對生產經營的食品品種、數量相適應的食品原料處理和食品加工、包裝、貯存的場所與衛生條件；對食品生產的合理的設備佈局和工藝流程，餐具、飲具和盛放食品的容器的衛生條件；對食品貯存、運輸和裝卸；對食品生產經營人員的個人衛生；對生產食品使用水、洗滌劑、消毒劑等都作出了規定，幾乎涵蓋了食品生產的每個環節，由此也可以看出，食品生產經營者具有很高的注意義務去預防食品安全風險的發生，食品生產的任意環節出現疏忽大意的差錯或沒有遵守規定的工藝程式，都有可能造成較為嚴重的後果。此外《食品安全法》第 36 條規定了食品生產者採購食品原料、食品添加劑、食品相關產品，應當查驗供貨者的許可證和產品合格證明文件；對無法提供合格證明文件的食品原料，應當依照食品安全標準進行檢驗；並規定了食品原料、食品添加劑、食品相關產品進貨查驗記錄應當真實，保存期限不得少於二年；第 37 條對出廠檢驗也作了規定，第 38 條和第 39 條規定了食品添加劑、食品相關產品的生產經營者的相關查證檢驗的義務。這就意味著，如果食品生產經營者不履行該義務，仍然有可能使不符合食品衛生安全標準的食品原料甚至是有毒、有害的食品進入食品生產環節，造成較大的危害，但刑法對過失造成的食品安全事故並沒有規定，對此種行為並不能進行處罰。其次，目前刑法對於食品生產經營者的責任都是對作為的處罰，但實際上食品安全法中，對於生產經營者規定了一些列的作為義務，是生產經營者必需遵守的，但在刑法中，卻缺乏相應的對食品安全不作為的處罰，如果是生產經營者的不作為行為造成了嚴重的後果，刑法也難以進行規制。比如《食品安全法》第 53 條規定了食品生產者發現其生產的食品不符合食品安全標準，應當立即停止生產，召回已經上市銷售的食品，通知相關生產經營者和消費者，並記錄召回和通知情況。食品經營者發現其經營的食品不符合食品安全標準，應當立即停止經營，通知相關生產經營者和消費者，並記錄停止經營和通知情況。食品生產者認為應當召回的，應當立即召回。並且，食品生產者應當對召回的食品採取補救、無害化處理、銷毀等措施，並將食品召回和處理情況向縣級以上品質監督部門報告。這條規定，是我國食品安全制度的一個完善，對於拒不召回的，目前只規定了行政責任，刑法還沒有相應的規定[8]。實際上，在司法實踐中，當行為人的行為使刑法所保護的一定的社會關係處於危險狀態時，行為人有義務排除危險，防止危害結果的發生，當行為人採取一定的防範措施時，一般作為酌定從輕量刑的一個方面，事實上，由於《食品安全法》對於生產經營者規定了相應的義務，那不履行該項義務造成危害的，應當規定相應的刑事責任加強對食品安全的保護。最後，筆者認為對食品安全的有效保護，需要建立一個全方位和系統化的保護體系，而刑法只是其中的最後一道關口。因此，食品安全的刑法保護措施必須做到嚴密、適當，使其既對食品安全犯罪起到應有的懲戒，不使嚴重危害社會的食品安全犯罪分子逃脫法律的懲治，同時也要做到罪刑相適應，避免不必要的刑罰浪費和司法資源消耗，確保刑罰適用公正合理。風險社會下的刑法必須具有適度的前瞻性，全方位保護法益，以減少和化解風險。面對食品安全犯罪，刑法應

117李梁風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善當有所為、有所不為。刑法中犯罪圈的發展趨勢應當是“嚴而不厲”，對食品安全領域的犯罪來說，從生產到銷售、流通的各個環節，嚴重侵害百姓身體健康的行為刑法都應當有所規定，以促進刑法與其他部門法的銜接，使得處罰有法可依。2 風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷2.1 政府監管部門的職責與職能設計存在缺陷在當下食品安全監管體系中，政府監管部門之間的互相協調、互相配合、互相制約太差，各部門之間的責任不夠明確，沒有細化，規定的相對寬泛。沒有達到法律要求完善程度。甚至在問題出現的時候相互推諉。為適應社會新形勢、順應群眾新要求，2009 年 2 月 28 日，第十一屆全國人民代表大會常務委員會第七次會議表決通過了《中華人民共和國食品安全法》（以下簡稱《食品安全法》），並於 2009 年 6 月 1 日起開始施行。立法者在《食品安全法》制定時，雖然考慮到了食品安全問題由多個部門監管會出現職權的重疊與支離，因而立法者有創造性地在《食品安全法》設置了由國務院設立一個統一協調、指導食品安全工作的國務院食品安全委員會。國務院食品安全委員會是作為食品安全的最高機構，直接由國務院領導和監督。但在司法實踐之中，執法部門之間還是存在大量的問題，例如各執法部門職責不夠清楚，執法機構在執法中協調性差。分管不清楚，上下級關係不好協調與溝通。各執法機構之間互相推諉和互相不配合等等問題。儘管《食品安全法》的出臺，但是執法部門還是傳統的執法思想和執法理念。筆者認為应加大執法人員的培訓與教育，加大執法部門的改革力度。明確他們職責和許可權。出現食品安全事件中互相推諉，執法不積極，相互之間不協調，對其主要負責人或者直接責任人員行政處分或者刑事處罰。目前，我國各個食品安全監管部門出現了一種這樣的現象，有利益或者有好處的爭著執法、爭著管理、互不相讓這樣的情況時有發生在司法實踐過程當中。沒有利益或者沒有好處的就會出現上述情形，互相推諉、互不管理、互相不去執法。出現問題故意曲解法律與政策、對規則進行操縱，導致“有利爭著管，無利都不管”[9]。整個食品監管行業中出現監管混亂，監管標準不統一。2.2 食品安全保護相關法律、法規間存在缺陷從新的《食品安全法》實施以來看，總體上還是存在很大的問題，例如：食品安全法中涉及的內容與《產品品質法》、《農產品品質安全法》和《刑法》之間還是存在相互的衝突，相互之間的協調性較差。因而，在司法實踐中，對食品安全的保護存在法律上的缺陷。例如 2003 年 1 月 3日中央電視臺曝光了荊州市“化工竹筍”事件。衛生部門立案調查取證，查封了加工現場，製作現場檢查筆錄，採集竹筍送荊州市疾病預防控制中心檢驗。經檢驗，其竹筍中二氧化硫殘留量超過國家衛生標準（GB2760—1996）30 倍以上。次日，將竹筍進行異地封存。荊州市衛生局認為該竹筍加工違反了《食品衛生法》相關規定，擬分別給予罰款 5000 至 30000 元的行政處罰。鑒於在取證過程中，行為人邱某、劉某對在竹筍加工過程中使用上述物質供認不諱。故根據《刑法》144條規定，以涉嫌生產銷售有毒有害食品罪移交公安機關偵查。但是該案移送至檢察機關審查起訴時，在證據環節卻出現了問題。在證據方面雖然有中央電視臺的“白筍黑心”光碟、現場檢查筆錄、詢問筆錄以及竹筍檢驗報告，可是卻缺少了燒鹼、雙氧水等特別證據，檢察機關以證據不足退回公安機關補充偵查，最後在無法補充證據的情況下，只能將兩名犯罪嫌疑人釋放[10]。由此可見，法律的規定上的缺陷，對法益的保護實為不力。上述事例中，如果我國相關食品安全保護的法規在立法上嚴密，不存在缺陷，犯罪嫌疑人就會被追相應的法律責任，難逃法律制裁。在司法實踐中各政府部門之間會出現相互推諉，互相不管或者涉及對本單位有利益的爭著管理的現象。因而不利於食品安全的法律保護，因此，相關法律之間的協調性有必要修改與完善。

1182.3 食品安全保護刑法的缺陷2.3.1 食品安全刑法調整範圍過窄預防犯罪是刑法的直接目的，亦是刑罰的目的所在[11]。在過去一段較長的時期裏，受到歷史傳統背景和社會現實需要的影響，刑事立法、司法過分地強調“懲罰犯罪”作用，而忽視了“預防犯罪”的重要價值。但隨著司法理念的進步和刑事司法實踐經驗的豐富，“懲防並重”被高調地確定為基本刑事政策，刑法方針出現了由懲罰犯罪向預防犯罪的轉變。現有刑法有關食品安全犯罪更多體現了傳統刑法事後懲罰的色彩，沒有體現當代刑法預防為主的方針，對食品安全的風險預防性不夠。首先，從我國《刑法》有關食品安全犯罪的直接罪名來看，僅包括生產、銷售不符合食品安全標準的食品罪和生產、銷售有毒、有害食品罪兩個罪名，懲罰的範圍僅限於生產和銷售兩個環節，不包括提供原料、包裝運輸、檢驗檢疫等其他環節的犯罪行為；除生產者、經營者之外，故意提供有毒、有害原材料者，以及為不安全食品進入市場提供方便的各類主體均難以追究刑事責任。其他環節刑事調整的缺失將為生產、經營者的犯罪行為提供滋生的土壤，難以起到對食品安全犯罪的風險預防作用。其次，我國刑法關於食品安全犯罪的罪名，以結果犯和具體危險犯為主，一般需要發生了嚴重的食物中毒事件或者引起了社會恐慌之後才會考慮以犯罪論處。且對食品安全的規制仍然是以行政處罰為主，甚至某些情況下刑事處罰的程度還不及行政處罰的力度，很多嚴重威脅食品安全的行為未被列入犯罪範疇，為刑法學界所詬病。這樣的刑法設置不利於食品安全犯罪的提前預防，使食品安全的可控性大大降低。再次，刑法關於食品安全犯罪的犯罪行為的規定，以作為為主，犯罪主體的不作為行為能入罪的很少，對某些造成重大損害後果的不作為導致重大損害後果的，難以對其定罪量刑[12]。如食物中雖然不含有有害細菌或其他污染物，且未摻入有毒有害的非食品原料，但對於有特殊要求（如嬰兒食品、病人食品等）的食品中，不含有特殊用途所需的必要成分的，根據現有規定只能認定為生產、銷售偽劣產品罪這一口袋罪。再如，食品安全法中有關於食品召回的相關規定，但如果相關主體不予召回，亦缺乏必要的刑法條文予以規制。最後，食品安全犯罪中的預備行為缺乏必要的刑法規制。事實上，生產不安全食品之初即存在一些違法行為需要規制，如準備有毒、有害原材料的行為、建設有毒、有害食品工廠的行為等，而要從源頭上封堵食品安全犯罪的愈演愈烈，只有在犯罪萌芽時即將其繩之以法才能起到有效遏制的作用。2.3.2 食品安全罪名設置的滯後性食品安全罪名設置的滯後性主要體現在，《食品安全法》頒佈以後，食品安全的相關理念和相關制度已經有了新的發展，但刑法原有之罪名設置難以適應這些新變化，稍顯滯後。食品安全的相關理念變化一方面體現在對食品安全的界定上，“食品安全”的提法已經與原有的“食品衛生”概念有了根本的改變，將食品監管問題上升到了國家安全的高度加以考慮，表述為“無毒、無害，符合應當有的營養要求，對人體健康不造成任何急性、亞急性或者慢性危害”，與原有以衛生標準為參照的界定模式相比更科學、更符合國際上的統一認識，而原有刑法仍採用生產、銷售不符合衛生標準的食品罪這一表述，直到最近出臺的《刑法修正案（八）》才對此作出了修正。另一方面，食品安全法建立了以食品安全風險評估為基礎的科學管理制度，強調預防為主的原則，而現有刑法仍將食品安全犯罪置於危害社會主義市場經濟秩序罪之下進行規制，堅持在擾亂市場經濟秩序的實際結果或危險出現後予以處罰，而沒有將其作為公共安全類犯罪進行加強預防和打擊，對食品安全的性質認定沒有能夠與時俱進。另一方面，《食品安全法》在具體規定上引入了一些新的制度，界定了一些新的違法行為，在現有刑法體系中難以找到確切對應的罪名。如

119李梁風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善第二十八條第三款規定：禁止生產經營下列食品：（三）營養成分不符合食品安全標準的專供嬰幼兒和其他特定人群的主輔食品。這一規定中的客觀方面顯然與生產、銷售不符合食品安全標準的食品罪和生產、銷售有毒、有害的食品罪中不符合食品安全標準和有毒、有害的客觀方面不能重合，除非另做解釋否則不能直接適用現有刑法之規定。再如，《食品安全法》對食品以及食品添加劑、與食品相關產品的生產經營者以及監管者規定了相應的義務，當他們違反義務應承擔刑事責任時，在刑法中卻不能找到恰當的罪名[13]。另外，《食品安全法》之規定對食品的檢測評估、安全標準、生產經營、食品檢驗、食品進出口、食品安全事故處置、監督管理等做了更加科學細緻的規定，也許對刑法相關條文的補充解釋能夠儘量涵蓋各種危害食品安全的各類犯罪行為，但仍然無法改變現有條文缺乏系統性的現狀，難以對食品安全監管現狀作出準確的回應，不利於對食品安全犯罪進行預先全面的監管，因此對現有規定的小修小補已經不能適應食品安全這一公共安全問題的刑法規制需求，需要對現有刑法做體系上和具體規定上的突破。2.4 刑罰設置不合理對食品安全犯罪的刑罰設置不合理主要體現為刑罰立法偏輕。在三鹿奶粉事件發生之後，負責辦理該起案件的公安部人員就曾經對食品安全犯罪量刑過輕的問題表過態，稱公安人員在辦理的一起三聚氰胺毒奶粉案中，查獲的涉嫌生產銷售數十噸三聚氰胺問題奶粉的主犯，最後只判了三年有期徒刑，而且緩刑三年；在偵破天津某乳製品有限公司生產制售有毒有害食品中，辦案人員去抓獲他的高管的時候，高管當著我們辦案人的面，和他的家屬講，不要害怕，最多判三年的刑。這一表態曾經在社會上引起了強烈的反響[14]。更加令人吃驚的是，在《刑法修正案（八）》出臺之前，我國刑法中食品安全犯罪的有關法定刑的規定甚至輕於現行的行政處罰。例如《食品安全法》中規定，生產、經營有毒有害食品行為，食品貨值金額不足 1 萬元的，處 2000 元以上 5 萬元以下罰款；貨值金額 1 萬元以上的，並處貨值金額 5 倍以上 10 倍以下罰款。而刑法中生產、銷售有毒、有害食品罪的罰金刑的規定卻是，並處或者單處銷售金額百分之五十以上兩倍以下罰金，明顯輕於行政處罰。除對生產、銷售人員的處罰偏輕外，適用一般瀆職罪的相關規定對負有食品安全監管義務者的瀆職犯罪的量刑與其所造成的嚴重後果相比，也顯然是不成比例的，導致食品監管領域瀆職侵權違法犯罪問題易發多發。2.5 刑法未能與《食品安全法》形成有效的銜接現有的相關罪名的規定，沒有與《食品安全法》形成有效的銜接，難以適應食品安全問題越來越嚴峻的新形勢的需要。《食品安全法》第 98 條規定：“違反本法規定，構成犯罪的，依法追究刑事責任。”但對於《食品安全法》中需要追究責任的很多行為，刑法並無相應的罪名與之呼應，造成違法主體的某些行為雖然已經造成了嚴重的社會影響，卻無法找到準確的罪名進行刑法規制。例如，《食品安全法》規定，生產的食品添加劑應當符合相應的安全標準和管理要求，如有違反則應當承擔相應的責任[15]。結合第 98 條的規定，造成足夠嚴重後果的，理應追究刑事責任，但卻並不能以生產有毒、有害食品罪或是生產不符合食品安全標準的食品罪定性。從三鹿奶粉案件中對三聚氰胺生產、銷售者張玉軍的處理情況來看，對此類行為一般按照以危險方法危害公共安全罪這一口袋罪來定性，而所有危害食品安全的犯罪都是侵害了公共安全。刑事立法技術的日臻完善，要求對犯罪客體的劃分越來越精細，應當儘量避免“口袋罪”現象的出現，不能把所有的或大部分的食品安全犯罪都簡單地以一罪來處理。3 風險社會視域下食品安全刑法保護的完善3.1 健全食品安全監管執行機制新時期食品安全監管工作必須轉變傳統管理觀念，樹立以人為本的思想。我國食品監管涉及

120行政執法部門較多，是多重監管模式。雖然最高的監管機構是國務院食品安全委員會，並作為最高層次的議事協調機構，協調、指導食品安全監管工作。在實踐中，存在不同程度的職能部門職責不清，執法機構不順、部門間協調配合不夠，上下部門不對口以及交叉執法等問題。從法律制度實施的角度而言，食品安全監管法律制度規定的不夠細化，司法實踐存在困難。以“地溝油”事件為例。按照《食品安全法》的規定，地溝油的監管涉及衛生監督、食品安全、工商管理、品質監督、環保、公安和建設等多個部門，從生產到加工，再到流通，各個環節都應該有相關部門監控。2010 年 3 月 19 日，法制日報記者向鄭州市食品藥品監督管理局進行諮詢時，一位工作人員說，食品藥品監督管理局沒有執法權，只負責督查。鄭州市衛生監督所有關負責人則表示，按照法律規定，地溝油進入餐館，將由食品藥品監督管理局查處，因其有吊銷餐飲服務許可證的權力；而在生產環節，則屬於品質監督管理局管理。而鄭州市品質監督管理局工作人員說，以前查處地溝油的行動是工商部門出面進行的，工商部門可依法查處生產地溝油的小作坊、小企業的無證經營問題。鄭州市工商局一位工作人員透露，按照法律規定，流通環節屬工商部門查處，但一般靠舉報或投訴線索進行查處。記者在採訪中瞭解到，在餐廚潲水的回收管理上，承擔監管任務的為市政管理部門。泔水要運輸到指定的城市生活垃圾處理廠或餐廚垃圾處理廠進行無害化處理。鄭州市城市管理局一位負責人表示，餐廚垃圾的確歸他們監管，但現在鄭州市還沒有配套檔[16]。從上述事例來看，多重監管模式的固有缺陷已經完全突顯，因而改革現有監管體制，建立更權威的國家食品安全機構是有必要的，也是風險社會所必需的。因此，必須從立法上建立完善科學的監管體系，食品安全監管的法律體系是食品安全監管制度體系的基礎和保障。筆者認為，建立食品安全事故專項指揮部，確定在專項指揮部的統一指揮下，相關部門按照預案分工和事件處置程式要求，相互配合，密切協作，防止緊急事態的進一步擴大。同時，結合實際情況，儘快研究確定應急事故處置方案。而通過立法的形式，將現有的各種有關食品安全監管方面的資源有效整合，則是順利實現對食品安全有效控制的基礎。3.2 健全食品安全保護法律、法規之間有效對接刑法對食品安全的規制，要正確處理《刑法》和《食品安全法》的關係，實現二者的有機統一。《食品安全法》的頒佈實施為刑事立法的發展完善奠定了基礎。《食品安全法》對於食品安全的保護進一步加強，保護範圍從單一的食品擴展到食品添加劑、食品相關產品等，針對的行為包括無照生產經營和有照但無條件生產經營、生產經營不合格食品、生產經營有毒、有害食品等，而且考慮到了監管部門、檢驗機構及人員的刑事責任[17]。但是，從與《刑法》既有規定銜接、有效打擊危害食品安全的犯罪行為的角度看，《刑法》的某些內容已經無法與《食品安全法》的發展相適應，需要進行必要的修改完善，以保證食品安全法律體系的統一性。3.3 健全和完善食品安全犯罪司法認定標準對食品安全標準的認定刑法修改後面臨的一個問題就是“食品安全標準”如何認定。食品安全，是指食品無毒、無害，符合應當有的營養要求，對人體健康不造成任何急性、亞急性或者慢性危害。食品安全標準，是以保障公眾身體健康為宗旨，由國家相關部門通過科學合理的方式制定的，能達至民眾信賴的食品標準。刑法中沒有明確這一標準，根據法制體系統一及法律解釋的相關原理，筆者認為在司法實踐中，“食品安全標準”的認定可以援引《食品安全法》中的相關條文加以解釋。《食品安全法》第 19 條規定：“食品安全標準是強制執行的標準。除食品安全標準外，不得制定其他的食品強制性標準。”第 22 條第一款規定：“國務院衛生行政部門應當對現行的食用農產品品質安全標準、食品衛生標準、食品品質標準和有關食品的行業標準中強制執行的標準予以整合，統一公佈為食品安全國家標準。”

121李梁風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善很明顯，食品安全標準將是我國唯一的食品強制性標準。《食品安全法》中存在國家標準、地方標準和企業標準這三種標準，那麼在定罪時應依照哪個標準？筆者認為應依據食品安全的國家標準。理由如下：第一，這是由法律面前人人平等原則所決定的，地方標準的制定會影響刑法的平等適用，加劇地方保護；第二，雖然法律明確規定沒有國家標準或地方標準的應當制定企業標準，但該標準僅能夠在企業內部適用，屬於企業的一種自律性標準。肯定了該罪認定中的國家安全標準，對於尚未規定國家安全標準的，該如何處理？我國《食品安全法》第 22 條規定：本法規定的食品安全國家標準公佈前，食品生產經營者應當按照現行食用農產品品質安全標準、食品衛生標準、食品品質標準和有關食品的行業標準生產經營食品。所以，在具體認定中，如果相關的食品安全國家標準尚未出臺，仍然需要參考現行具體標準來進行罪與非罪的判斷。除了上述三類標準，筆者認為，“安全標準”還應當包括行業標準。在行業標準的把握上，應當區分該標準是“從嚴”還是“補缺”。對於從嚴規定的，不應當作為安全標準認定的依據，而對於沒有國家標準的“補缺”性標準則可以作為安全標準的認定依據。因為隨著科技的發展食品不斷出現新品種，單純依據國家標準勢必造成大量新型犯罪難以控制，採用將補充性行業標準作為判斷依據將有利於打擊犯罪 ; 而且行業標準作為行業內統一適用的標準，在判斷上具有平等性和普遍性。同時，要注意“安全”與“有毒、有害”的區別。從一定意義上說，有毒、有害的必然是不安全的，但不安全的並不必然是有毒、有害的。從性質上來說，食品安全標準是法定的標準，而有毒、有害是客觀的事實，安全標準低於有毒、有害的標準，所以在具備有毒、有害性時就不再進行安全標準的判斷。3.4 健全食品安全刑法保護的立法完善在面對食品安全的嚴峻現狀和我國食品安全刑法保護的不足的情況下，《中華人民共和國刑法修正案（八）》（以下稱《修正案（八）》），於 2011 年 2 月 25 日由第十一屆全國人大常委會通過並於 2011 年 5 月 1 日正式生效。該修正案的誕生，標誌著我國黨和國家領導人對民生問題的重視。也是法治進步的一種表現。《刑法修正案（八）》對其已經做出了相應的調整，引入了不符合食品安全標準的概念，並對罰金刑進行了一定修改。同時，《刑法修正案（八）》在刑法中增加了一條作為 408 條之一，也既是“食品監管瀆職罪”。實現了刑法與《食品安全法》銜接的“生產、銷售不符合安全標準食品罪”，加上修訂後的“生產、銷售有毒有害食品罪”、“食品監管瀆職罪”與原先的“生產、銷售偽劣產品罪”、“非法經營罪”等罪名，共同形成了懲罰食品安全犯罪的罪群。在此，值得注意的是，《刑法修正案（八）》已經對食品安全刑法保護方面做出了相應的調整，引入了不符合食品安全標準的概念，並對罰金刑進行了一定修改。因此，《修正案（八）》修正突顯了國家針對食品安全保的法律障，充分顯示出黨和政府治理食品市場、懲治危害食品安全行為的信心和決心。但這樣的修改仍只是在原有體系基礎上的小修小補，並沒有對原有刑法體系進行調整，沒有與當今世界食品安全刑法保護的新近理念接軌，難以從源頭上對食品安全刑事犯罪進行預防和遏制[18]。3.5 健全食品安全刑法保護的再完善風險刑法理論的核心是將刑法介入時間提前，擴大犯罪圈。危害食品安全的行為除生產、銷售外，持有危險食品同樣具有社會危害性。這些不安全食品如果流通到社會上，將造成極大的危害後果，有時是不可逆轉、難以復原的。故，將其入罪是客觀現實需要的。以下從國外食品安全刑法的立法現狀，對我國食品安全犯罪刑法保護的啟示和借鑒意義分析：第一，從國外食品安全刑法保護現狀考察正如日本刑法學家西原春夫所說：“在存在

122侵害他人利益的人的情況下，利益持有人會對自己的利益繼續存在感到不安，就會有希望國家來保護自己利益的欲求。當這種希望保護自己利益的欲求達到一定規模時，作為國家來說，就感到有必要保護該利益，就會有制定刑法的動機”[19]。持有危險食品正是如此，將其規定為犯罪是保護食品安全的現實需要，將最大程度的杜絕危險食品流向市場。在英美刑法學理論上，持有是與作為、不作為並列的一種犯罪行為類型。持有（佔有）或稱事態（狀態），指只要行為人實際控制著某種特定物品，如贓物、毒品等等，就構成犯罪。“持有型犯罪在英美刑法中是非常普遍的，美國的《模範刑法典》就將持有與作為和不作為並列為犯罪行為的形式。儘管導致持有這種狀態或者保持繼續持有狀態可能包含作為或不作為，但是持有本質上不屬於作為或者不作為，而只是一種狀態[20]。又如：瑞典刑法第 233 條（販賣有害健康之飼料罪）規定：“故意輸入、儲藏、陳列或者販賣有害健康之飼料或者原料者，處輕懲役或並科罰金，並公告有罪之判決”[21]；再例如，義大利刑法第442 條規定：“雖然沒有參加前三條列舉的犯罪，但以對公共健康造成危險的方式，為銷售而持有、銷售或者為消費而分發己被他人投毒的己腐敗的、已變質的或者已摻假的水、食品或物品的分別處以以上各條規定的刑罰”[22]。如《德國刑法典》第 314 條、第 308 條，在被用於公共銷售或消費的物品中，摻入危害健康的有害物質，或銷售、陳列待售或以其他方式將被投毒或摻入危害健康的有毒物質的物品投入使用的[23]。再如《俄羅斯聯邦刑法典》第 238 條第 3 款規定，因食品安全犯罪過失造成 2 人以上死亡的，處 4 年以上 10 年以下的剝奪自由[24] 。第二，完善我國食品安全犯罪刑法保護的啟示和借鑒意義在涉及食品安全的問題中其包含的主體是相當廣泛的。包括食品的原材料的供應者、食品添加劑的生產者、食品的生產者、食品的貯存者、食品運輸者、食品銷售者以及監管主體等相關人員，但是在《刑法》中所涉及的犯罪主體只有生產、銷售和監管人員。並且食品安全的對象也不僅僅包括食品，食品的原材料、食品添加劑等亦應屬於食品安全的對象[25]。相應的，關於食品安全的罪名也往往只涉及生產、銷售食品以及監管人員。因此，其罪名的設置涵蓋面較窄、較為單薄，沒有體現出預防為主的方針。我國《刑法》有關食品安全的犯罪更多地體現了傳統刑法的色彩，而對食品安全的風險預防性卻體現得不夠，面臨著一種對食品安全犯罪行為調控不力的危機[26]。首先，我國《刑法》有關食品安全的犯罪行為絕大多數屬於結果犯或具體危險犯，具有預防性的抽象危險犯並不多見。其次，《食品安全法》為了保障食品安全，對生產經營者規定了一系列的作為義務，但由於《刑法》有關食品安全的犯罪行為中不作為型的犯罪很少，生產經營者即使不作為，且造成重大損害後果，也難以對其定罪判刑。再次，有關食品安全犯罪的預備行為難以入罪。為此，為求得食品安全法律保護體系的內在和諧，提高食品安全法律保護的效率，需要對刑法的相關規定進行調整和完善。一個好的立法不僅能喚起民眾的正義情感，還可以引導全社會產生遏制猖獗的危害食品安全犯罪的共鳴。因此，刑事立法必須盡可能地完善。筆者認為應從以下幾個方面進行再完善：（1）增設持有危險食品罪“他山之石，可以攻玉”[27]，這些國家的立法範例將給我們有益的啟示。以上所論將為我們增設持有危險食品罪提供了理論上的支持。在罪過方面引入抽象危險犯理論，風險時代，寄予了安全厚望的風險刑法表現出結果無價值向行為無價值的轉變動向。隨著風險的橫向與縱深發展，此種趨勢必將滲透到刑法的各個角落，昭示並指引著刑法發展的動向，而抽象的危險犯即為此種發展趨勢下的衍生物。對於關乎人類生命與健康的食品安全犯罪的規制，在風險社會背景下，應當重視行為的無價值性，果斷地引入抽象危險犯理論，以實現食品安全保護的刑法提前化[28]。把

123李梁風險社會視域下食品安全刑法保護的缺陷與完善持有毒品的行為規定為犯罪，如果把持有危險食品與之對比，更有理由說明刑法應當增加持有危險食品罪是必要的。因此，在我國食品安全嚴峻的形勢下，充分利用刑法的威懾力，預防和打擊危害食品安全犯罪，有效遏制食品安全事故的上演。在我國刑法典中增設持有危險食品罪，是可行且必要的。（2）完善罰金刑在罰金刑方面，一是應修改罰金刑適用基準，把“銷售金額”改成“貨值金額”。同時，明確貨值金額的計算依據，即“貨值金額以違法生產、銷售、持有的不安全食品的標價計算，沒有標價的按照同類合格食品的市場中間價格計算。”二是提高罰金刑的限額幅度。原來規定的“50% 以上二倍以下”過低，甚至低於《食品衛生法》規定的行政罰款，不利於發揮罰金刑的作用。可借鑒《食品安全法》的罰款幅度，規定為“並處貨值金額 10 倍以上 20 倍以下的罰金”。三是人民法院判處罰金時，行政機關給予當事人罰款的，應當折抵相應的罰金。既可避免對犯罪人雙重處罰，又可與《行政處罰法》第 28 條第 2 款相呼應。四是明確規定對單位犯罪判處罰金的量刑幅度。原規定適用的是無限額罰金制，不明確、可操作性差，易造成司法裁量權過大。鑒於此。筆者建議將《刑法》第一百五十條前段修改為“單位犯本節第一百四十條至第一百四十八條規定之罪的，對單位判處罰金，可以比照各該條規定罰金幅度的一倍至五倍計算。”（3）增設資格刑我國現行刑法對單位犯罪的刑罰僅規定為罰金刑，沒有不同的刑罰方法可供選擇。筆者認為，單位作為一定的業務或經營主體往往是利用其一定的權利或資格從事犯罪活動的。例如比如《義大利刑法典》第 448 條規定，因犯造成食品變質或者摻假、造成其他食品變質或者摻假和銷售變質或摻假的食品之罪的，禁止在 5 ～ 10 年的期限內從事有關職業、技藝、產業、貿易或手藝，並且禁止在同樣的期限內擔任法人和企業的領導職務[29]。我國現行刑法典對單位犯罪僅設置了自由刑和罰金刑，不足以懲治犯罪或有效的預防犯罪。對此，筆者建議在食品安全犯罪中增加禁止從事涉及食品安全方面的生產、經營活動的資格刑，從而最大程度上發揮食品安全犯罪預防之功效。可根據單位犯罪的性質、情節嚴重程度，配置以下幾種：限制從事業務活動、停業整頓、強制撤銷等相關措施[30]。在具體配置資格刑時，根據不同種類的犯罪，選擇單處或並處某種資格刑。因此，對食品安全犯罪配置資格刑時應側重於食品生產經營者在關聯市場領域的退出機制和限制准入機制。4 結語在當下社會轉型時期，國家為適應社會新形勢的發展，順應民眾的新要求，先後對《食品安全法》和《刑法》的修改，從“衛生”到“安全”，兩個字的改變，折射出我國食品安全立法從立法觀念到監管模式的全方位的巨大轉變。有著鮮明的時代特徵，即更加關注民眾聲音、注重立法民意參與、更加注重維護和保障民生，充分顯示出黨和政府治理食品市場、懲治危害食品安全行為的信心和決心。兩部法律的先後修正都與中央提出“保民生”，這一執政理念是高度一致。參考文獻[1] [德] 烏爾里希·貝克. 風險社會，何博聞譯. 北京：譯林出版社2004:2-3.[2] 勞東燕. 公共政策與風險社會的刑法. 中國社會科學，2007，21（3）：27-35[3] 徐軍，吳光升. 我國食品安全刑事責任框架建構. 人民檢察，2009，24（10）：57-60 [4] 蘇彩霞. 風險社會下抽象危險犯的擴張與限縮. 法商研究，2011，20（4）：78-82[5] 高家龍. 武漢市民舉報地溝油上餐桌最高獎萬元. 荊楚網：http://www.415500.com/2010/0321/125115.html[6] 孫繼偉，王鑫鑫. 基於分佈式認知的地溝油治理之道. 商業研究，2011，49（3）：23-28[7] 門玉峰. 完善我國食品安全法制監管的對策. 對策研究，2011，48（4）：33-38[8] 李希慧 . 食品安全的刑法保護 . h t tp: / /www.110.com/zi l iao/article-354254.html

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125第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 政府信息公開訴訟中秘密審查制度之引入 ——以美國的制度及實踐爲借鏡王淩光（澳門科技大學法學院，澳門）摘要：在我國的政府信息公開實踐中，“國家秘密＂作爲豁免公開事由之一，常常成爲政府拒絕公開某些敏感信息的擋箭牌，從而極大地影響了公民知情權的實現。美國作爲世界上政府信息公開制度最爲成熟完善的國家，通過秘密審查制度較好地解决了這一問題。本文考察了美國的相關制度和實踐，幷在此基礎上探討我國解决此類問題的進路。關鍵詞：政府信息公開訴訟；秘密審查；知情權Introduction of In Camera Reviey to Litigation of Government Information Disclosuret: Take American Legal System and Practice as An ExampleLingguang WANG( Faculty of Law, Macau University of Science and Technology, Macau, China )AAstractt: In the practice of litigation of government information disclosure in China, “state secret” as an exemption from disclosure, is often used by the government as an excuse not to disclose some sensitive information. That hinders the realization of people’s right to know severely. In Camera Review is established to solve the problem in the America, which is the most transparent country in the world. This paper will research on the solution in China based on the American Legal System and Practice in the field.eyyordst: Litigation of Government Information Disclosure; In Camera Review; Right to Know收稿日期：2013-06-21；修訂日期：2013-07-11。王淩光，男，法學博士，澳門科技大學法學院助理教授，主要研究方向爲憲法、行政法。E-mail: lgwang@must.edu.mo， Tel：889729650 引言作爲一種特殊的行政訴訟，政府信息公開訴訟因其所保護的權利類型、訴訟對象等的獨特性而對我國現行《行政訴訟法》及相關司法解釋所確立的制度體系提出了諸多挑戰。焦點之一就是針對行政信息公開主體以“國家秘密”爲由拒絕公開行爲所提起的訴訟。實踐中，公開與保密的衝突已經成爲政府信息公開制度的瓶頸，嚴重影響了公民知情權的實現。作爲世界上最“透明”的國家，美國通過《信息自由法》及相關判例確立了秘密審查制度，較好地解决了這一問題。本文將以美國的制度和實踐爲借鏡，探討在我國建立類似制度的可行性及具體方式。1 美國的制度與實踐1.1 制度框架美國憲法全文僅有一處提到了保密，即：在國會的議程中，兩院都應該進行會議記錄（keep a

126journal of its proceedings），幷且不定期地公開發行，除了那些他們自己認爲應該保密的內容；兩院中對任何議題持贊成或反對意見的所有議員都應該登記在會議記錄中[1]。這個條款幷未以公開和保密之間存在衝突爲前提。相反，憲法强制國會公開會議記錄幷且對其自身行爲負責，將保密視爲該項規則的例外。憲法幷未提及保有秘密信息的行政權力，該權利源自于憲法第 2 條，此條賦予總統陸海軍總司令的權利和締結條約的權利（需要徵詢參議員的意見和同意）。在三權分立體制下，國會有權爲國家防禦提供經費，宣戰幷制定在陸地和海面虜獲戰利品的規則，制定有關管理和控制陸海軍的各種條例；而總統有權經參議員建議或同意制定條約；國會承認了司法機構在監督行政機構保密權方面的憲法地位；制約與平衡的憲法原則不允許行政行爲脫離司法機構的監督。憲法第 3 條賦予了司法機構解决保密爭議的權利。《信息自由法》及 1974 年修正案更精確地界定了司法機構在這方面的職責。儘管憲法幷沒有賦予行政機構獨享涉及國家安全的秘密信息的特權，但是，出于三權分立的考慮，司法機構怕捲入政治紛爭，幷且司法機構在這方面缺乏專業知識，所以，法院幷不願意干涉總統在軍事和外交事務上享有的權利。但是，三權分立的顧慮是站不住脚的。在有關《信息自由法》的案例中，至少有關定密的行政命令成爲了第一項豁免條款的試金石：依據行政命令已被適當的定密幷且“關係到國防和外交利益”的信息可以免于公開[2]。這種行政命令必須由總統發布。法院幷未被要求對何種信息應當納入保密範圍進行評判；《信息自由法》幷爲對行政命令依據安全等級對信息做出的定密提出挑戰。相反，爭議的焦點在于某些特定的信息是否被恰當地定密，法院對此進行裁判幷未侵犯行政權力。即使在政府援引保密特權的案例中，三權分立原則也不能阻止法院對保密主張的合法性進行裁判[3]。在一個民主國家，法院被明確地賦予保證權力正當行使的權力。美國國會試圖通過《信息自由法》解决司法不願介入保密審查的問題。《信息自由法》要求行政機關公開所有記錄，除了國會明確規定的九個豁免公開條款涉及到的記錄。如果行政機關拒絕公開，《信息自由法》規定了司法審查條款。國會賦予法院重新審查權，是爲了讓法院對行政行爲的正當性做出最終裁判，防止法院對行政决定的審查成爲無意義的司法裁量。1.2 制度實踐在《信息自由法》最初實行的十年裏，行政機構都非常不願意遵從這部法律，法院也不願意嚴格執行該法的各項規定[4]。對國家安全，即國家防禦、外交關係的司法審查表現最爲突出，司法審查的立場也從完全放弃審查轉變爲十分謹慎的進行審查。1973 年最高法院審理的環保局訴明克（EPA v. Mink）[5] 案是促使司法審查立場轉變的直接導火索，而 1974 年國會對《信息自由法》的修改則被視爲司法秘密審查制度發展過程中的分水嶺。通過這次修改，法院對國家秘密的秘密審查權以法律的形式加以確立。環保局訴明克案之後緊接著發生了水門事件，國會意識到了增强《信息自由法》效力的必要性。于是，國會于 1974 年修訂了《信息自由法》，以推翻最高法院在環保局訴明克案中對豁免條款一的解讀爲主要目的[6]。福特總統對這項修正案行使了立法否决權，因爲他認爲，法官對定密决定進行裁判是違憲的。國會幷未理睬福特總統的否定意見，明確授予法官對政府宣稱涉及國家安全的文件進行秘密審查的權力。1974 年的修正案對豁免條款一做出了修改，只有“（A）根據總統的行政命令規定的準則，明確地核准了爲了國防或外交利益必須保守的秘密，幷且（B）在實際上已正確地按照總統的此項行政命令定密”的事項才能免于公開[7]。修正案還規定：法院應該重新審查這些事項，幷且可以秘密審查此類政府記錄的內容，來判斷這些記錄或者記錄中的某一部分是否應當依據豁免條款免于公開，做出保密决定的行政機

127王淩光政府信息公開訴訟中秘密審查制度之引入 ——以美國的制度及實踐爲借鏡構對其行爲承擔舉證責任。修正案通過之後，《信息自由法》清晰地確立了政府信息重新審查制度。直接司法審查制度的確立，顯露出國會希望强化《信息自由法》適用範圍的意圖。在雷訴特納（Ray v. Turner）[8] 一案中，哥倫比亞巡迴法院貫徹了國會的意圖。哥倫比亞巡迴法院意識到國會希望法院對涉及國家安全的行政决定做出獨立的司法審查。在對國會報告進行評論的過程中，哥倫比亞巡迴法院指出：從立法過程中可以看出國會對于重新審查制度的想法，此想法與下列建議相反，也可以說是對下列建議的否定。行政機關提出幷且受到某些參議員支持的建議：在涉及國家安全的領域，法院的權力應該僅僅限制在，判斷適格的行政機構做出的免于公開的行政决定是否具有合理的依據。……國會强調對于客觀的、獨立的司法裁判的需要，幷且認爲，應當信賴法官能够通過常識處理好涉及到國家安全的行政决定，且不會給國家安全造成損害。他們强調，在做出重新審查决定的過程中，法官需要對行政機關提交的詳細的書面陳述給予足够的重視，幷且要考慮到行政權關“對于公開某項特定的保密信息可能産生的負面影響具有獨到的見解。”根據《信息自由法》1974 年修正案的立法過程來看，國會設想的司法審查方式，與典型的管制性法律所規定的司法遵從原則（judicial deference）不符。司法機構遵從行政機構判斷的基本形式被稱作“謝弗林遵從”（Chevron deference），在這一原則下，聯邦法院尊重行政機構對法律做出的合理解釋。該原則確立于美國謝弗林公司訴自然資源保護委員會（Chevron U.S.A. Inc. v. Natural Resources Defense Council）[9] 一案。當時，環境保護局制定了一個規章，要求所有工業企業排放的所有污染物數量必須來自“固定的污染源”。爲了推翻該規章，最高法院决定采取兩步分析法來審查行政機關自己制定、自己執行的規章的合法性。第一步，法院要確定國會“對所爭論的問題是否存在特定意圖。”如果存在，法院和行政機關都必須遵循國會所表達的明確意圖；第二步，如果法院確認國會沒有特定意圖，法律對所爭論的問題沒有規定或者規定模糊不清時，如果行政機關自己制定、自己執行的規章是“合理的”，那麽法院必須接受該規章。因此，法院實質上遵從了行政機關用規章的形式進行的法律解釋，而不是采納自己的解釋。此案之後，最高法院的一項决議中提到，“謝弗林尊從”幷非源自于三權分立原則，而是依從了國會對行政機關——法院之間法律解釋權的分配意圖[10]。相反，在《信息自由法》的語境下，國會的意圖完全不同。國會不僅用立法語言而且用立法過程告訴世人，它期望法院運用自身的權利對保密理由是否合法做出判斷。通過確立重新審查（而不是《聯邦行政程序法》規定的隨意的，捉摸不定的審查）規則，國會表達了它的願望，那就是法院有權對事實和法律進行一番全新的審查，完全不依賴于行政機關最初做出的决定[11]。考慮到《信息自由法》規定的行政機關不予公開决定（denials）不像大多數行政行爲那樣通過裁决、通知、評論等權利保護程序，最高法院的這一舉措是明智的。事實上，除了引用特定的豁免條款的不予公開决定，《信息自由法》中大部分不予公開决定幷沒有解釋清楚免于公開的理由。因此，國會十分明確地希望，法院能够對有爭議的問題進行程序和實體上的重新審查，幷且能够允許就事實和法律問題進行充分討論（a full airing）[12]。儘管國會希望法院能够對行政機關依據《信息自由法》，以涉及國家安全爲由拒絕公開某些信息的行爲進行嚴格的審查，但是法院通常不願意探尋行政機關拒絕公開國家安全信息的理由。即使依據《信息自由法》的授權，進行所謂的重新審查，法院仍會尊重行政機關以保護國家安全需要爲由做出的解釋。下面以韋斯曼訴中央情報局（Weissman v. CIA）[13] 一案進行說明。該案的案情是：1975 年，美國公民韋斯曼從新聞中得知，中央情報局曾對左翼政治激進分子開展過調查，而他本人在六十年代正是一名左翼

128政治激進分子。于是，韋斯曼依照《信息自由法》的規定，向中央情報局提出公開申請，要求中央情報局披露所有對韋斯曼進行調查的文件。中央情報局向韋斯曼提供了一部分文件，但仍有 50 多份文件沒有提供。中央情報局拒絕提供的理由有三：該文件涉及國家秘密；該文件由其他法律明文規定豁免公開；該文件屬於不能公開的執法記錄和信息[14]。地區法院的簡易判决支持了中央情報局的主張，認爲涉案文件應予以免于公開。韋斯曼提起上訴。韋斯曼在上訴中稱，地區法院拒絕對涉案文件進行秘密審查，違反了適當的訴訟程序規定。韋斯曼認爲，對以涉及國家安全爲由而免于公開的信息而言，秘密審查程序是十分關鍵的。因爲在這類案件中，書面陳述不足以讓法院履行全面審查的義務。他進一步提出，審查行政機關任何一項豁免主張是否正當的過程中，應將秘密審查程序列爲必經程序，法院應逐字逐句地分析涉案文件，以便精確無誤地挑選出哪些內容應該公開。對此，上訴法院在詳細分析 1974年《信息自由法》修改的秘密審查程序後，指出，地區法院的决定是正確的。“儘管 1974 年《信息自由法》修改後，法院有權對行政機關的所有豁免主張進行秘密審查，但是，行政機關也同樣有權通過詳細的書面或口頭陳述的方式來證明涉案文件應免予公開。這已經在司法判例中得到了印證。”上訴法院進一步駁斥了韋斯曼的主張，理由如下：第一，秘密審查程序具有先天的缺陷。國會和法院都不太歡迎秘密審查制度。秘密審查制度不僅工作量大，而且對增强訴訟的對抗性無益。秘密審查屬於法官單方的秘密審查，其對抗性明顯不如原、被告雙方面對面地針鋒相對，而且容易使人們産生司法不公的猜疑。第二，在涉案信息關係到國家安全時，還會産生另外一個棘手的問題，即定密的專業性問題。法官很少具備這方面的專業素養，無法準確地判斷出“密與非密”的界限。國會授權法院對國家秘密進行秘密審查時，就已經意識到了這個問題。國會曾經指出，如果案件涉及國家安全信息，在行政機關履行了正當程序、通過足够的描述，可以從邏輯上證實涉案信息符合免于公開的規定時，地區法院必須認可行政機關的主張。在這種情况下，法院不必進一步審查行政機關的專業判斷是否恰當。在行政機關沒有表現出存在誠信問題時，法院也無須審查行政機關是否具有此方面的問題。第三，現有的司法資源無法承受過多的秘密審查程序。誠然，在每一個案件中，行政機關的書面陳述都有可能存在著不實之處，即使行政機關經過了全面分析，免于公開的信息中也有可能包含著應該公開的信息。但是，如果僅憑這種可能性，法院就進行秘密審查的話，那麽每一個案件都需要經過秘密審查程序。哥倫比亞地區法院1977 年受理的信息自由訴訟案件達 183 件，這一數字比上一年翻了三倍，而且其中 30% 的案件上訴到上訴法院（全國案件的平均上訴率爲 9%）。如果對所有案件都進行秘密審查，必然會給法院帶來無法承受的壓力。第四，立法進程和司法實踐都表明，地區法院在每一個案件中，對所有文件進行逐字逐句的秘密審查是沒有必要的，也不允許將大量的司法資源投入到這種工作之中。儘管國會1974修改《信息自由法》時賦予了法院秘密審查的權力，但其目的僅在于表達這樣的意圖：國會不允許僅因爲包含某些秘密信息就不公開整個文件的情况發生。法院也曾指出，只有當文件模糊不清，或行政機關的主張過于籠統，或行政機關有不誠實、用心不良的迹象時，地區法院才應該進行秘密審查。最後，上訴法院作出裁决：中央情報局提出的第一、二項豁免主張成立，第三項豁免主張不成立。“本案中，中央情報局盡職盡責地履行了公開義務。在收到申請之後及時公開了部分文件，在經過覆議程序之後又公開了一些文件。不僅如此，中央情報局對每一份不予公開或部分不予公開的文件提供了詳細的書面陳述，指出了適用豁免條款的原因。除了詳細的書面陳述外，中央情報局還爲不予公開的文件編制了沃恩索引。因此，

129王淩光政府信息公開訴訟中秘密審查制度之引入 ——以美國的制度及實踐爲借鏡中央情報局在本案中沒有不誠信的逃避公開責任的意圖。地區法院在對書面陳述和索引進行審查後，有足够的依據得出結論認爲，中央情報局的豁免主張成立。地區法院進行的審查完全可以取代秘密審查，其拒絕秘密審查的决定是正確的。”對行政機關提交的書面陳述給予足够的重視，造成的後果之一便是，法院使得公民個人作爲訴訟當事人挑戰行政機關的决定變得非常困難。法官，將他們自己視爲非專業人士，也不願聽取其他專業人士提出的反對書面陳述的觀點，例如，退休的外交官和政府雇員，包括那些擁有國家安全證書的人士[15]。實踐中，法院認爲，只有目前供職于情報機構的工作人員可以掌握，保障國家持久安全所需的全部要素。因此，行政機構提交的書面陳述通常被視爲正確的。最高法院在中央情報局訴辛斯（CIA v. Sims）[16] 一案中，進一步支持了尊重行政機關專業技能的原則，這個案例中，法院寬泛地闡釋道，依據豁免條款三，中央情報局有權免于公開某些信息。辛斯請求公開參與中央情報局資助的一個項目的機構及研究者名單，這個項目是爲對抗蘇聯和中國在思維控制及審訊方面的先進技巧而建立。援引拼圖理論——即使是“貌似無關緊要的信息”都有可能爲美國的敵人提供便利，因爲這些信息拼凑起來有可能構成情報資料——最高法院得出這樣的結論：“考慮到國家安全利益和潜在威脅的重要性，法院應對行政長官做出的决定必須給予充分的尊重，因爲他必然知曉情報信息的‘全貌’。”該案的判决引來了大量的反對意見。辛斯案之後，“司法遵從”成爲了涉及國家安全的《信息自由法》案件的基本原則。依據辛斯案的判决，哥倫比亞巡迴法院在國家安全研究中心訴司法部（National Security Studies v. Department of Justice）[17] 一案中，進一步擴大了“司法遵從”的廣度。在該案中，政府拒絕公開9‧11 事件中被拘留者的名單，主要依據《信息自由法》豁免條款七。地區法院發布命令，關于被拘留者的信息必須保密。哥倫比亞巡迴法院中持不同意見者反對法院該部分决定。通過引用國會報告中“足够重視”的引文，先前的案例對行政機關的專業技能和三權分立原則給予足够的重視，司法機關在關係國家安全的事務上一般也傾向于尊重行政機關的意見，上訴法院通過引用豁免條款七，擴大了依據豁免條款一和三建立的遵從原則，豁免條款七規定，那些在公開之後可能影響法律執行進程的信息免于公開。塔特爾（Tatel）法官在該案的反對意見書中提出，通過引入豁免條款七，多數法官的判决擴張了法院尊重行政機關的傳統的、恰當的界限，行政機關的書面陳述不配法院的進一步尊重。該案的判决也引來了學術界的大量批評[18]。國家安全研究中心案備受矚目，不僅因爲它擴大了豁免條款一和三確立的司法尊重行政的傳統領域——國會報告中提到的“足够的重視”，僅針對與豁免條款一有關的案例，是哥倫比亞巡迴法院確立司法遵從原則的基礎——還因爲它援引三權分立的概念作爲法院遵從原則的基礎。將三權分立視爲司法遵從原則的論據，需要以行政機關在國家安全事務上具有優先性（preeminence）爲前提，這種觀點被大多數學者認爲是站不住脚的。1.3 小結秘密審查不是每個案件都必須的，它不是原則，而是例外，輕易不應采用。只有當行政機關豁免主張的合法性在僅依據書面陳述、索引等無法判斷時，法院才會適用這一程序。秘密審查程序永遠是法院最後選用的手段。一般而言，以下五類案件中有可能適用秘密審查制度：行政機關僅提供結論性的書面陳述；行政機關在信息公開中有不誠實、用心不良的表現；涉案文件數量不多，較爲簡短；當事人對文件內容産生爭議；對涉案文件的描述介紹會揭露文件的內容。美國秘密審查制度的特點在于：第一，法官取代了行政機關，積極地對事實問題進行舉證，法官不再是消極的居中裁判者。第二，原告被排斥在秘密審查程序之外，只能被動的等待法院的

130審查結論。因此，原告很可能對裁判結果的公正性産生疑慮。當然，這幷不是說秘密審查制度一無是處。在書面陳述、沃恩索引等都方式失靈的情况下，秘密審查制度成爲了法院完成全面審查義務的最後一根救命稻草。而且，鑒于美國三權分立傳統和行政權力不斷膨脹的現狀，使法院享有對涉及國家秘密信息的秘密審查權，至少可對行政機關産生一定程度的震懾力，防止行政權力借助國家安全的名義將信息公開制度架空。2 反思與借鑒——秘密審查制度的引入2.1 秘密審查制度的雙面性如果將視野放寬，我們可以看到，在法治先進國家或地區的制度框架中，由中立的第三方——在美國、加拿大和臺灣爲法院，在日本則爲信息公開審查會——對系爭信息進行秘密審查，是規制國家秘密濫用，保障公衆知情權的必要途徑。但秘密審查制度有其弱點：一是秘密審查制度不僅工作量大，而且其對抗性較弱，而且容易使人們産生司法不公的猜疑；二是即定密的專業性問題。國家秘密往往涉及軍事、外交等方面的信息，而法官只是法律方面的專家，幷不具備這方面的專業素養，無法準確地判斷出“密與非密”的界限；三是有限的司法資源無法承受過多的秘密審查程序。所以當美國的地區法院對是否進行秘密審查享有自由裁量權，地區法院在進行裁量時通常會考慮以下因素：第一，司法經濟因素，涉案文件數量過大時通常不采用秘密審查制度。第二，行政機關是否誠實信用。如果公開涉案信息會使行政機關處于尷尬境地，或行政機關已有故意隱瞞某些信息的迹象時，行政機關的書面陳述便失去了可信性，法院有采取秘密審查制度的必要。第三，公共利益因素。當公開某些信息可能成爲揭示行政機關腐敗的重要證據時，進行秘密審查的傾向性便增大了，此時司法經濟因素變得不那麽重要。第四，當事人要求。這樣既可以彌補秘密審查程序對抗性低的弱點，又可以打消當事人擔心司法不公的顧慮。當然，是否進行秘密審查的决定性因素取决于，秘密審查程序對地區法院就行政機關的豁免主張進行負責任的全面審查是否必要。可見，法院對是否進行秘密審查享有的裁量權受到《信息自由法》中全面審查義務的限制。儘管法律允許對不予以公開的政府信息進行秘密審查，但是這幷不能代替或免除行政機關提供詳細的、公開的書面陳述的義務。正是由于秘密審查制度具有這樣的雙面性，使得法院對秘密審查的態度是“左右爲難”、“愛恨難分”。法院一方面無法徹底摒弃秘密審查制度，一方面又不願意完全依靠該制度，所以法院嚴格控制秘密審查制度的適用範圍，盡最大可能避免使用該制度。在美國，法院通過對原始的秘密審查制度進行改良的方式來規避其弱點，如要求行政機關承擔初次證明的責任、提供書面陳述、沃恩索引等，法院僅審查書面陳述、沃恩索引。另外，法院還十分尊重行政機關的專業判斷。這樣，法院既保留了對涉密信息的秘密審查權，最大限度了保護了公民的知情權，又避免浪費過多的司法資源、過分地介入行政權領域，維護了三權分立的微妙的平衡。2.2 秘密審查制度的引入——以最高人民法院《關于審理政府信息公開行政案件若干問題的規定》爲背景我國《政府信息公開條例》實施之後，預計中的“訴訟爆炸”並未成為現實，原因之一就在於政府信息公開訴訟“屢遇玻璃門”[19]，而被申請公開的信息屬於“國家秘密”則成為行政機關拒絕公開的“擋箭牌”之一[20]。基於此，我國最高法院在起草《關于審理政府信息公開行政案件若干問題的規定》時曾考慮過在某種程度上引入

131王淩光政府信息公開訴訟中秘密審查制度之引入 ——以美國的制度及實踐爲借鏡秘密審查制度[21]，但在提交審判委員會討論後被删除，主要理由有二[22]：一是我國《憲法》第125 條規定：人民法院審理案件，除法律規定的特別情况外，一律公開進行。被告人有權獲得辯護。根據這一條款，只有“法律”才能規定不公開審理的“特別情况”，而司法解釋顯然無此權限。我國《行政訴訟法》第 45 條規定：“人民法院公開審理行政案件，但涉及國家秘密、個人隱私和法律另有規定的除外。”此處公開審理的例外，排除的只是公眾的旁聽和新聞媒體的報導，并沒有將案件當事人排除在外；而且，例外情形並沒有包含商業秘密。二是容易使民衆産生官官相護的誤解。筆者認爲，審判委員會的第一點考慮是有道理的，日本法院之所以一直沒有在司法程序中引入秘密審查制度，主要就是考慮到憲法中的公開審判原則。但審判委員會的第二點考慮似乎多餘——秘密審查相比于不審查，畢竟是一種進步。經過反復的修改，最終公布的司法解釋對政府信息公開案件中國家秘密的司法審查，被確定爲一種形式審查，同時由爲秘密審查制度的適用留下些許的空間：首先，該司法解釋第 5 條第 4 款規定，被告能够證明政府信息涉及國家秘密，請求在訴訟中不予提交的，人民法院應當准許。“應當”一詞顯然將人民法院的審理主要定位爲形式審查。其次，該司法解釋第 6 條規定，人民法院應當視情采取適當的審理方式，以避免泄露涉及國家秘密的政府信息。雖然此處“適當的審理方式”的主要目的是爲了“避免泄露涉及國家秘密的政府信息”，但同時也爲法官在必要時候采取秘密審查方式審查涉密信息，留下了空間，此種看法，也得到了司法解釋起草者的確認[23]。筆者認爲，在當前的制度空間下，司法解釋對法院在審理國家秘密公開豁免案件中的基本定位是恰當的，就當前而言，法院對涉及國家秘密的政府信息公開案件中應主要審查行政機關主張政府信息屬於國家秘密是否有充分的證據支持。例如，其提供的承載國家秘密的介質是否具有國家秘密的標志；國家秘密的密級、保密期限和知悉範圍是否已經變更；國家秘密的保密期限是否已滿幷自行解密；在保密期限內的國家秘密是否已經提前解密。如認爲證據不充分，則應依照《保守國家秘密法》的規定，送請國家保密行政管理部門或者省級保密行政管理部門確定或者鑒定。但長遠來看，將國家秘密豁免公開案件的最終决定權置于行政機關手中，是無法從根本上解决國家秘密的濫用問題的。由一個中立機構或者法院行使對此類案件的實質審查權，引入秘密審查程序，才是解决之道：首先，法官儘管缺乏外交、軍事等方面的專業知識，但有些事項是否屬於國家秘密幷不一定需要多少專業知識，只需要正常人的理性即可。如果對國家秘密的要件，如保密必要性、相當理由等詳細加以規定幷輔以案例制度，法官也往往能做出令人信服的判斷。其次，現實情况也需要法官享有一定的實質審查權，比如在有些情况下，涉訴政府信息含有秘密內容，但可以做區分處理，法官應有權要求行政機關提供涉密文件，以進行區分。第三，公開審理原則幷非絕對的法律原則，只要有法律做出例外規定，就可以變通。如我國《民事訴訟法》第 66 條和《刑事訴訟法》152 條就都規定了不公開審理制度，將來在《行政訴訟法》修改或者《政府信息公開條例》上升爲法律的時候，都可以對此作出規定。最後，秘密審查制度的先天缺陷在于“法院主導、缺乏原告積極參與而導致對抗性减弱”，而在我國的訴訟結構中，法院一直以來就處于積極主導的地位。因此，秘密審查制度的先天缺陷在我國不會成爲太大的問題。只需在我國不公開審理制度基礎上，將信息公開申請人、第三人排除在外即可。當然，賦予法院行使對此類案件的實質審查權需要一定的制度空間。首要的條件就是按照秘密審查制度的要求修改《行政訴訟法》第 45 條的

132規定；其次，在於將《政府信息公開條例》上升爲法律或者修改《保守國家秘密法》以解決兩者之間的衝突；最後，也是最根本的，在於落實憲法第 126 條的規定，使“人民法院依照法律規定獨立行使審判權，不受行政機關、社會團體和個人的干涉”，否則即使賦予法院“實質審查權”，也難免流於形式，於事無補[24] 。3 結語公開與保密的衝突，說到底是公民知情權和國家安全兩種利益的平衡與博弈。法治先進國家的經驗與我國政府信息公開訴訟的實踐充分證明：如果賦予政府不受司法審查的定密權，將極大的限制公民知情權的行使。所以，由法院對行政機關的定密行爲進行司法審查，是維繫行政信息公開制度有效性的保障。無論我國的保密法律制度是否授權法院對行政機關的定密行爲進行審查，我們都可以通過政府信息公開訴訟的方式，確立法院對國家秘密的審查權，以規制其濫用。當然，由于秘密審查制度的種種弱點，即使在美國，法院對秘密審查制度的適用十分謹慎，我國法院也當在尊重行政機關專業知識和初次判斷權的基礎上，審慎行使此種權力。參考文獻[1] 《美利堅合衆國憲法》第1條第5款。[2] 5 U.S.C.§552(b)(1) (2000).[3] Meredith Fuchs. Judging Secrets: The Role Courts Should Play in Preventing Unnecessary Secrecy. Administrative Law Review, 2006, 58(1):131-176.[4] Robert P. Deyling. Judicial Deference and De Novo Review. Villanova Law Review, 1992, 37(1):67-112.[5] EPA v.Mink, 410 U.S.73, 93 S.Ct.827(1973).[6] 同前3。[7] 5 U.S.C.§552(b)(1) (2000) (emphasis added).[8] Ray v. Turner, 587 F.2d 1198 (D.C. Cir. 1978).[9] Chevron U.S.A. Inc. v. Natural Res. Def. Council, 467 U.S. 837 (1984).[10] United States v. Mead Corp，533 U.S. 218 (2001).[11] 同前4。[12] 同前。[13] Weissman v. CIA, 565 F.2d 692 (D.C. Cir. 1977).[14] 分別對應的是《信息自由法》中的第一項、第三項和第七項豁免規定。[15] 同前4。[16] CIA v. Sims, 471 U.S.159(1985).[17] National Security Studies v. Department of Justice，331 F.3d 918 (D.C. Cir. 2003).[18] 同前3。[19] 陳儀. 政府信息公開爲何屢遇“玻璃門”——評《政府信息公開條例》第一案.法學，2008（7）:68-75.[20] 相關事例可參見：浙江省高級人民法院課題組.政府信息公開行政訴訟案件疑難問題研究——以浙江法院審理的行政案件爲實證樣本.行政法學研究，2009（4）:21-28；趙正群，董妍.中國大陸首批信息公開訴訟案件論析（2002-2008）.法制與社會發展，2009（6）:85-95；江蘇省南京市中級人民法院行政庭課題組.政府信息公開的司法審查難點及其應對——以江蘇省南京市司法審查狀况爲切入點的考察.法律適用，2011（4）:79-83.[21] 草案規定：“人民法院審理政府信息公開行政案件，可以就所涉及的政府信息內容的全部或者部分實行不公開的單方審理”。[22] 李廣宇 .政府信息公開司法解釋讀本 .北京：法律出版社，2011:207.[23] 同前，第209頁。[24] 學界關於實現行政審判權獨立的著述較多，大體有激進和溫和兩種進路。前者認爲應當效仿法國，建立獨立的行政法院，後者認爲可以通過修改《行政訴訟法》，以提高行政審判的審級或者異地審理等方式來實現行政審判的獨立。由于此問題超出本文的範圍，在此不多作論述。具體可參見：應松年，楊偉東.我國《行政訴訟法》修正初步設想（上）.中國司法，2004（4）:28-31;馬懷德主編.司法改革與行政訴訟制度的完善《行政訴訟法》修改建議稿及理由說明書.北京：中國政法大學出版社，2004；江必新主編.中國行政訴訟制度的完善行政訴訟法修改問題實務研究.北京：法律出版社，2005；楊偉東.建立行政法院的構想及其疏漏.廣東社會科學，2008（3）:189-195；江必新，梁鳳雲.行政訴訟法理論與實務.北京：北京大學出版社，2011.

133第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 慢性腎病血脂蛋白變異與體重指數、空腹血糖、糖化血紅蛋白及胰島素抵抗的相關性研究楚　曼1，王依滿2，陳曉旋3，崔紹漢1，黃振國4，林偉基1（1. 澳門科技大學澳門藥物及健康應用研究院，澳門；2. 香港大學瑪麗醫院內科學系，香港）（3. 基督教聯合醫院病理部，香港；4. 香港中文大學威爾斯親王醫院化學病理系，香港）摘要：目的：研究慢性腎病（CKD) 中血脂蛋白尤其是小型濃密低密度脂蛋白（sd-LDL) 與體重指數（BMI)，空腹血糖（FPG)，糖化血紅蛋白（HbA1c) 及胰島素抵抗（IR) 的相關關係，探討代謝因數對血脂變異發生發展的意義。方法：從香港招募234例根據KDIGO（Kidney Disease: Improving Global Outcomes，2004) 確診的CKD病人（年齡57 ± 12歲，男性人數=136)。酶解法或免疫法測定血清總膽固醇（TC)，甘油三酯（TG)，高密度脂蛋白膽固醇（HDL-C) ，直接低密度脂蛋白膽固醇（LDL-C)，空腹血糖（FPG) 及空腹胰島素（Abbott ci8200 analyzer)；FDA認許的聚丙烯醯胺凝膠梯度電泳法測定LDL類型和粒徑大小（Quantimetrix Lipoprint system)；親和色譜法測定HbA1c（Primus CLC 385 analyzer)；HOMA-IR（homeostasis model assessment-insulin resistance) 指數評估胰島素抵抗。結果：TG與BMI，FPG，HbA1c和HOMA-IR 呈顯著性正相關（所有P < 0.05) ，HDL-C 和LDL粒徑大小與BMI，FPG，HbA1c和HOMA-IR 呈顯著性負相關（所有P < 0.05)。高甘油三酯血症，上升的sd-LDL和下降的HDL-C與BMI > 28，FPG > 8.0 mmol/L，HbA1c > 6.5%及HOMA-IR > 2.25有關（所有P < 0.05)。結論：肥胖，高血糖，上升的HbA1c和IR 與上升的TG和sd-LDL及下降的HDL-C 有關，這些心血管疾病（CVD) 風險因子會加劇CKD中CVD併發症的風險。關鍵詞：慢性腎病；血脂蛋白變異；相關性研究Associations of Dyslipoproteinaemia yith BMI, Fasting Plasma Glucose, HAA1c, and Insulin Resistance in Chronic idney Disease PatientsMan CHU1, Angela Yee-moon WANG2, Iris Hiu-shuen CHAN3, Shiu-hon CHUI1, Chun Kwok WONG4, Christopher Wai-kei LAM1 ( 1. Macau Institute for Applied Research in Medicine and Health, Macau University of Science and Technology, Macau, China ) ( 2. Department of Medicine, Queen Mary Hospital, University of Hong Kong, Hong Kong, China ) ( 3. Department of Pathology, United Christian Hospital, Hong Kong, China ) ( 4. Department of Chemical Pathology, Prince of Wales Hospital, Chinese University of Hong Kong, Hong Kong, China )AAstractt: Objectives: To investigate the associations of dyslipoproteinaemia including small dense low density lipoproteins (sd-LDL) with body mass index (BMI), fasting plasma glucose (FPG), glycosylated hemoglobin (HbA1c), and insulin resistance (IR) in chronic kidney disease (CKD) patients. Methodst: 234 stage 3-5 CKD patients (age 57 ± 收稿日期：2013-04-17；修訂日期：2013-06-02。資金資助：澳門基金會通訊作者: 楚曼，女，澳門科技大學澳門藥物及健康應用研究院碩士畢業生，主要研究方向為血脂蛋白在腎病中的變異； E-mail: shaanxichuman@gmail.com.

1340 背景慢性腎病（chronic kidney disease，CKD）是一個嚴重的全球性公共健康問題，發病率及死亡率逐年遞增[1~2]。腎病患者的死亡原因並不全是腎功能衰退引致的腎衰竭，近乎 50% 的末期腎病病人是死于心血管併發症（cardiovascular disease，CVD），末期腎病中這一風險比普通人群高 100 倍。血脂及脂蛋白紊亂不僅是 CKD 的常見現象，更是引致 CVD 而造成飆升的死亡率的重要原因[3~5]。CKD 中的血脂紊乱现象包括甘油三酯（triglyceride，TG）升高；富含 TG 的極低密度脂蛋白膽固醇（very low density lipoprotein cholesterol，VLDL-C）和中密度脂蛋白膽固醇（intermediate density lipoprotein cholesterol，IDL-C）升高；高密度脂蛋白膽固醇（high density lipoprotein-cholesterol，HDL-C）持續性下降；總膽固醇（tatal cholesterol，TC）和低密度脂蛋白膽固醇（low density lipoprotein-cholesterol，LDL-C）通常來說是正常的，有時甚至有所下降，個別末期腎病患者呈現升高趨勢[6~7]。小型濃密低密度脂蛋白（small dense low density lipoproteins，sd-LDL）是新近發現的 LDL 亞組分，一項長達 13 年的跟蹤研究證明 sd-LDL 更易引致心血管疾病 [8]。與普通 LDL 相比，sd-LDL 更易進入血管壁，與 LDL受體親和性差，在血漿中殘留時間延長及氧化應激敏感性升高，因而導致了諸如糖尿病等代謝紊亂性疾病中更為嚴重的心血管疾病的風險[9~10]。筆者之前的研究已经发现，在 CKD 病人中， TG 升高，HDL 下降，TC 和 LDL 不升反降，sd-LDL 升高导致了更为显著性升高的 sd-LDL/LDL[11]。CKD 的多種風險因素影響血脂變異的發生與惡化，超重和肥胖體質與血脂代謝異常關係密切，糖脂代謝互相影響，而胰島素抵抗（insulin resistance，IR）也與包括脂代謝紊亂的代謝綜合症有關[12~13]。因此，筆者研究了 CKD 中血脂蛋白尤其是常規難以檢測的 sd-LDL 與體重指數（body mass index，BMI），空腹血糖（fasting plasma glucose，FPG），糖化血紅蛋白（HbA1c）及 IR的相關關係，進一步探討代謝因數對血脂變異發生發展的意義。1 病人與方法1.1 病人本研究獲得香港大學和香港醫管局香港西聯網醫院研究委員會批准（No. UW-08-354）。臨床資料來源於香港確診的 234 例 CKD 3 ～ 5 期患者，診斷標準符合 2004 年 KDIGO（Kidney Disease: Improve global outcomes）國際標準 : 腎小球濾過率（glomerular filtration rate，GFR）< 60 mL/min/1.73m2）或腎損害不低於三個月 [14]。取樣前病人未接受任何形式的胰島素治療。GFR 的計算公式為 GFR = 186 × Pcr-1.154 × Age-0.203 × 0.742（女性）× 1.227（中國人）[15]。CKD 分期依據 KDIGO12 years, male=136) diagnosed according to KDIGO (Kidney Disease: Improving Global Outcomes, 2004) were recruited from Hong Kong. Serum total cholesterol (TC), triglyceride (TG), high density lipoprotein-cholesterol (HDL-C), direct low density lipoprotein-cholesterol (LDL-C), FPG and insulin were assayed on the Abbott ci8200 analyser. LDL particle size was determined by FDA-approved polyacrylamide gradient gel electrophoresis (Quantimetrix Lipoprint system), and HbA1c by affinity chromatography (Primus CLC 385 analyzer). IR was estimated according to the homeostasis model assessment-insulin resistance (HOMA-IR) index. Resultst: TG was correlated positively with BMI, FPG, HbA1c and HOMA-IR (all P < 0.05). HDL-C and LDL particle size (but not TC, LDL-C and Non-HDL-C) was correlated negatively with BMI, FPG, HbA1c and HOMA-IR (all P < 0.05). Hypertriglyceridaemia, increased sd-LDL and decreased HDL-C were associated with BMI > 28, FPG > 8.0 mmol/L, HbA1c > 6.5% and HOMA-IR > 2.25 (all P < 0.05). Conclusionst: Obesity, hyperglycaemia, elevated HbA1c and IR are associated with elevated serum TG and sd-LDL and decreased HDL-C. These risk factors for cardiovascular disease (CVD) confer increased cardiovascular complications in CKD patients.eyyordst: Chronic kidney disease; Dyslipoproteinaemia; Association study

135楚曼，等慢性腎病血脂蛋白變異與體重指數、空腹血糖、糖化血紅蛋白及胰島素抵抗的相關性研究標準分期：CKD 3 期（GFR 輕微下降，30 ～59 mL/min/1.73 m2）；CKD 4 期（GFR 嚴重下降，15 ～ 29 mL/min/1.73 m2）；CKD 5 期（腎衰竭，GFR < 15 mL/min/1.73 m2）[16]。1.2 血液樣本收集取所有病人空腹至少 12 小時的靜脈血 10 mL，分離血清，–80℃凍存備用，避免嚴重的溶血及乳糜血。1.3 方法高解析度的 Lipoprint 系統（Quantimetrix Inc，Redondo Beach，CA，USA）採用聚丙烯醯胺凝膠電泳法分離脂蛋白組分及亞組分，確定低密度脂蛋白（low density lipoprotein，LDL）類型和粒徑大小。LDL 平均顆粒直徑大於 268Å 的稱為 A 型，小於 265 Å 的稱為 B 型，介於 265 Å 和268 Å 之間的稱為 Intermed 型 [11]。酶解法測定血清 TC、TG、HDL-C， LDL-C 及FPG；鹼性苦味酸法測定血清肌酐（Creatinine）；化學發光微粒子免疫法測定血清胰島素。以上參數高、中及低各濃度的 CV 均小於 3%，所用儀器均為雅培全自動生化免疫分析儀 Architect ci8200 Analyzer（Abbott Laboratories，Abbott Park，Illinois，USA）。non-HDL-C 由計算所得：non-HDL-C = TC ﹣ HDL-C。1.4 分組BMI < 24 為正常組，24 ≤ BMI < 28 為超重組，BMI ≥ 28 為肥胖組；FPG < 8.0 mmol/L 為正常組，FPG ≥ 8.0 mmol/L為異常組；HbA1c < 6.5%為正常組，HbA1c ≥ 6.5% 為異常組；HOMA-IR 指數（homeostasis model assessment-insulin resistance）< 2.25 為非 IR 組，HOMA-IR ≥ 2.25為 IR 組。其中 BMI（kg/m2）= 體重（kg）/ 身高（m）的平方；HOMA-IR（mmol/L × mU/ml）=FPG（mmol/L）× 空腹胰島素（mU/ml）/22.5[17]。參照美國 NCEP ATP III（National Cholesterol Education Program Adult Treatment Panel III）[18] 對血脂異常的診斷標準分組：TC < 5.18 mmol/L 為正常組，TC ≥ 5.18 mmol/L 為異常組；TG < 1.70 mmol/L 為正常組，TG ≥ 1.70 mmol/L 為異常組；HDL-C < 1.04 mmol/L 為異常組，HDL-C ≥ 1.04 mmol/L為正常組；LDL-C < 3.37 mmol/L為正常組，LDL-C ≥ 3.37 mmol/L為異常組；non-HDL-C < 4.14 mmol/L 為正常組，non-HDL-C ≥ 4.14 mmol/L 為異常組。1.5 統計學方法所有資料均以均數 ± 標準差（mean ± SD）表示（非高斯分佈參數除外）。使用 SPSS11.5（SPSS Inc，Chicago，Illinois，USA）統計學軟體。統計分析內容包括：（1）BMI 、FPG、HbA1c 及 IR 各正常組和異常組的血脂參數（TC、TG、HDL-C、LDL-C、non-HDL-C、LDL 類型）兩兩比較做 χ2 檢驗；（2）BMI、FPG、HbA1c及 HOMA-IR 與血脂參數（TC、TG、HDL-C、LDL-C、non-HDL-C、LDL 粒徑大小）做 Pearson相關性分析。P<0.05 有顯著性差異。2 結果234 例患者中 CKD 3 期 78 例，4 期 66 例及 5期 90例。10%患者是現時吸煙者，16%有吸煙史，74% 不吸煙。CKD 的原發病包括慢性腎小球腎炎71 例（30.3%），糖尿病腎病 37 例（15.8%），高血壓腎硬化症 28 例（12.0%），間質性腎病 16例（6.8%），多囊腎病 11 例（4.7%），急性血管炎或系統性紅斑狼瘡 7 例（3.0%），阻塞性腎病 5例（2.1%）及未知原發病 59 例（25.3%）。所有病人的平均 BMI 是 26 ± 5 kg/m2；平均舒張壓和收縮壓分別是 133 ± 19 mmHg 和 78 ± 12 mmHg。結果表明（見表 1），高甘油三酯血症，上升的 sd-LDL 和下降的 HDL-C 與 BMI > 28，FPG > 8.0 mmol/L，HbA1c > 6.5% 及 HOMA-IR > 2.25 有關（χ2 檢驗，所有 P < 0.05）。Pearson 相關性分析表明（見表 2），血清 TG，HDL-C 和 LDL 粒徑大小與 BMI，FPG，HbA1c 和 HOMA-IR 顯著性相關（所有 P < 0.05），其它血脂參數與 BMI，FPG，HbA1c 和 HOMA-IR 無顯著相關性。

136表2 BMI、FPG、HbA1c及HOMA-IR與各血脂參數的相關性BMI FPG HbA1c HOMA-IRTC -0.008 0.007 0.059 -0.002TG 0.228** 0.188** 0.220** 0.151*HDL-C -0.319** -0.199** -0.146* -0.191*LDL-C 0.037 0.008 0.023 -0.001Non-HDL-C 0.095 0.071 0.109 0.064LDL particle size -0.237** -0.300** -0.216** -0.203***P < 0.05； **P < 0.013 討論上述 CKD 中血脂紊亂引致 CVD 的機制包括：高 TG 引發的動脈內皮功能紊亂、微循環損害、血栓形成加劇及 HDL 下降和 LDL 上升；低 HDL-C造成的心血管保護作用、抗炎作用及抑制 LDL-C氧化作用下降，單核細胞和血管粘附分子降低；sd-LDL 易進入血管壁，與 LDL 受體親和性差，在血漿中殘留時間延長及氧化應激敏感性升高而成為新近發現的致動脈粥樣硬化作用更嚴重的 LDL亞組分[19~22]。在 CKD 中，TC 和 LDL-C 並沒有發生明顯的變異，但是 LDL-C 的密度和組成發生了變異，sd-LDL-C 增多而導致 CVD 的風險飆升 [11]。肥胖和血脂紊亂多是長期不健康的生活方式積累引致的代謝疾病。雖然沒有明確的科學論斷認為肥胖與高血脂等同出現，但先前有研究證實了肥胖與血清高 TG 和低 HDL 等心血管風險因數的密切相關性[23~24]。本研究中 CKD 患者的 BMI指數與血清 TG，HDL-C 及 LDL 粒徑大小顯著性相關，暗示改善超重或肥胖體質可能會降低 TG，升高 HDL-C 或改善 LDL 變異為高致動脈粥樣硬化作用的 sd-LDL。因此，控制飲食和加強鍛煉可能可以緩解肥胖病人的血脂惡化情況而提高生存品質。曾有學者提出將糖尿病更名為“糖脂病”，說明糖脂代謝密切相關，糖代謝紊亂會進一步加重脂質變異[25]。高血糖使載脂蛋白和脂蛋白酯酶等發生非酶糖基化反應，酶的活性低下，自由脂肪酸（free fatty acids，FFA）生成增多， VLDL、IDL 及 TG 等合成增多和清除障礙，LDL 等受體活表1 各血脂參數在不同BMI、FPG、HbA1c及HOMA-IR組的變異血脂參數BMI (kg/m2) FPG (mmol/L) HbA1c (%) HOMA-IR<24 24 - 28 >28 <8.0 ≥8.0 <6.4 ≥6.4 <2.25 ≥2.25P值 P > 0.05 P > 0.05 P > 0.05 P > 0.05TC (mmol/L)<5.18 48 (20%) 55 (24%) 32 (14%) 123 (53%) 12 (5%) 102 (44%) 33 (14%) 81 (35%) 54 (23%)≥5.18 46 (20%) 28 (12%) 25 (10%) 94 (40%) 5 (2%) 73 (31%) 26 (11%) 57 (24%) 42 (18%)P值 P < 0.05 P < 0.05 P < 0.05 P < 0.01TG (mmol/L)<1.70 72 (31%) 49 (21%) 28 (12%) 142 (61%) 7 (3%) 120 (51%) 29 (12%) 106 (45%) 43 (18%)≥1.70 22 (9%) 34 (14%) 29 (13%) 75 (32%) 10 (4%) 55 (24%) 30 (13%) 32 (14%) 53 (23%)P值 P < 0.01 P < 0.01 P < 0.05 P < 0.01 HDL-C (mmol/L)<1.04 15 (6%) 24 (10%) 26 (11%) 55 (24%) 10 (4%) 41 (18%) 24 (10%) 28 (12%) 37 (16%)≥1.04 79 (34%) 59 (25%) 31 (14%) 162 (69%) 7 (3%) 134 (57%) 35 (15%) 110 (47%) 59 (25%)P值 P > 0.05 P > 0.05 P > 0.05 P > 0.05LDL-C (mmol/L)<3.37 73 (31%) 63 (27%) 42 (18%) 165 (71%) 12 (5%) 134 (57%) 44 (19%) 106 (45%) 72 (31%)≥3.37 21 (9%) 20 (9%) 15 (6%) 52 (22%) 5 (2%) 41 (18%) 15 (6%) 32 (17%) 24 (10%)P值 P < 0.05 P < 0.05 P < 0.05 P < 0.05non-HDL-C (mmol/L)<4.14 62 (26%) 57 (25%) 33 (14%) 141 (60%) 11 (5%) 117 (50%) 35 (15%) 95 (41%) 57 (24%)≥4.14 32 (14%) 26 (11%) 24 (10%) 76 (33%) 6 (2%) 58 (25%) 24 (10%) 43 (18%) 39 (17%)P值 P < 0.01 P < 0.05 P < 0.01 P < 0.01LDL類型B型 4 (2%) 12 (5%) 14 (6%) 30 (13%) 9 (4%) 16 (7%) 14 (6%) 11 (5%) 19 (8%)Intermed型 10 (4%) 8 (3%) 8 (3%) 17 (7%) 2 (1%) 18 (8%) 8 (3%) 12 (5%) 14 (6%)A型 80 (35%) 63 (27%) 35 (15%) 170 (73%) 6 (2%) 141 (60%) 37 (16%) 115 (49%) 63 (27%)

137楚曼，等慢性腎病血脂蛋白變異與體重指數、空腹血糖、糖化血紅蛋白及胰島素抵抗的相關性研究性下降或缺乏，而來自於乳糜微粒（chylomicron，CM）和 LDL 的 HDL 合成受阻和分解加速，發生血脂代謝異常。所以糖尿病腎病易出現比沒有糖尿病的 CKD 更為嚴重血脂代謝異常，這正與 FPG控制不良有關，高 FPG 影響到凝血系統等多方面的改變，使血管內皮受損、基膜增厚、腎小球硬化；而腎臟損害的進展，又可加劇蛋白的丟失，進一步引起膽固醇代謝紊亂，不僅加劇毛細血管的病變，而且會累及大血管病變的發生。糖尿病加重血脂代謝紊亂，而高血脂加速糖尿病腎病的發生發展與惡化[26]。值得注意的是，本研究中血清TG，HDL-C，LDL 類型在 FPG > 7.0 mmol/L 和FPG < 7.0 mmol/L 組間並無顯著性差異，當 FPG持續惡化升至 8.0 mmol/L 時，血清 TG，HDL-C，LDL 類型發生明顯的組間變異。CKD 中 IR 的存在早已被認識，美國一項對非糖尿病性 CKD 的研究也證實了這一現象 [27]。現有研究認為，脂蛋白脂酶是胰島素敏感酶，在IR 存在下，肌肉組織對糖的利用存在障礙，胰島素不能有效抑制脂肪分解。同時，肌肉脂肪組織不能充分攝取 FFA，使大量 FFA 進入循環，從而肝臟合成 VLDL，TG 及膽固醇增加，引致更為複雜的血脂變異。但 IR 與脂代謝紊亂的關係尚有爭議，國外學者報告，與 IR 有關的脂代謝紊亂的常見類型是高 TG 和低 HDL-C，而 TC 和LDL-C 與 IR 相關較弱 [28]。本研究結果支持上述結論，同時也發現高 sd-LDL 與 IR 顯著性相關。因此，改善腎病患者的 IR 對緩解血脂紊亂具有積極的意義。肥胖、升高的 FPG、HbA1c 及胰島素會促進血脂變異的發生與惡化，尤其與升高的血清 TG和 sd-LDL，下降的 HDL 有顯著的相關性。血脂異常的首要治療是改善生活方式，包括飲食調節、運動、減輕體重及戒煙戒酒等。在控制 FPG及改善 IR 的基礎上，採用調脂藥物治療以達到控制目標。有效控制血脂水準，可降低 CKD 的心血管併發症風險，從而降低末期腎病的死亡率。參考文獻[1] Yach D, Hawkes C, Gould CL, et al. The Global Burden of Chronic Diseases: Overcoming Impediments to Prevention and Control. Journal of the American medicine association 2004, 291(21): 2616-22.[2] Enyu I, Masaru H, Tsuyoshi W, et al. Prevalence of chronic kidney disease in the Japanese general population. Clinical and Experimental Nephrology 2009, 13(6): 621-30.[3] Kundhal K, Lok CE. Clinical epidemiology of cardiovascular disease in chronic kidney disease. Nephron Clin Pract 2005, 101: 47-52.[4] Wang AYM, Lam CWK, Yu CM, et al. Troponin T, left ventricular mass, and function are excellent predictors of cardiovascular congestion in peritoneal dialysis. Kidney Int 2006, 70: 444-52.[5] Kaysen GA. Dyslipidemia in chronic kidney disease: Causes and consequences. Kidney International 2006, 70: 55-8.[6] Grzegorz Piecha, Marcin Adamczak, Eberhard Ritz. Dyslipidemia in chronic kidney disease. Pol Arch Med Wewn 2009, 119(7-8): 487-92.[7] Vaziri ND. Dyslipidemia of chronic renal failure: the nature, mechanisms, and potential consequences. Am J Physiol Renal Physiol 2006, 290: 262-72.[8] St-Pierre AC, Cantin B, Dagenais GR, et al. Low-density lipoprotein subfractions and the long-term risk of ischemic heart disease in men: 13-year follow-up data from the québec cardiovascular study. Arterioscler thromb Vasc Biol 2005, 25: 553-9.[9] Taskinen MR. LDL-cholesterol, HDL-cholesterol ortriglycerides-which is the culprit? Diabetes Res Clin Pract 2003, 61:19-26.[10] Attman PO, Nyberg G, William-olsson T, et al. Dyslipoproteinemia in diabetic renal failure. Kidney International 1992, 42: 1381-9.[11] Chu M, Wang AY, Chan IH, Chui SH, Lam CW. Serum small-dense LDL abnormalities in chronic renal disease patients. Br J Biomed Sci 2012, 69(3):99-102.[12] Ji B, Zhang S, Gong L, Wang Z, et al. The risk factors of mild decline in estimated glomerular filtration rate in a community-based population. Clin Biochem 2012, 84(6):32-6.[13] Kutyrina IM, Kriachkova AA, Savel’eva SA. The role of hyperinsulinemia and insulin resistance in development of chronic kidney disease in patients with metabolic syndrome. Ter Arkh 2012, 84(6):32-6.[14] Levey AS, Atkins R, Coresh J, et al. Chronic kidney disease as a global public health problem: Approaches and initiatives – a position statement from Kidney Disease Improving Global Outcomes (KDIGO). Kidney Int 2007, 72: 247-59.[15] Ma YC, Zuo L, Chen JH, et al. Modified Glomerular Filtration Rate Estimating Equation for Chinese Patients with Chronic Kidney Disease. J Am Soc Nephrol 2006, 17: 2937-44.[16] Levey AS, Eckardt KU, Tsukamoto Y, et al. Definition and classification of chronic kidney disease: A position statement fromKidney Disease: Improving Global Outcomes(KDIGO). Kidney International 2005, 67: 2089-100.[17] Wallace TM, Levey JC, Matthews DR. Use and abuse of HOMA modeling. Diabetes Care 2004, 27(6): 1487-95.[18] Grundy SM, Cleeman JI, Daniels SR, et al. Diagnosisand management of the metabolic syndrome: an American Heart Association National Heart, Lung,and Blood Institute Scientific Statement. Circulation 2005, 112(17): 2735-52.[19] Eiji O, Ryu K. Low-density lipoprotein (LDL) cholesterol is cross-

138sectionally associated with preclinical chronic kidney disease (CKD) in Japanese Men. Inter Med 2010, 49: 713-19.[20] Lee PH, Chang HY, Tung CW, et al. Hypertriglyceridemia: an independent risk factor of chronic kidney disease in taiwanese adults. The American Journal of the Medical Sciences 2009, 338(3): 185-9.[21] Kwan BCH, Kronenberg F, Beddhu S, et al. Lipoprotein Metabolism and Lipid Management in Chronic Kidney Disease. J Am Soc Nephrol 2007, 18: 1246-61.[22] Weiner DE, Tighiouart H, Stark PC, et al. Kidney disease as a risk factor for recurrent cardiovascular disease and mortality. Am J Kidney Dis 2004, 44: 198-206.[23] Miller WM, Nori-Janosz KE, Lillystone M, et al. Obesity and Lipids. Current Cardiology Reports 2005, 7: 465-70.[24] Burke GL, Bertoni AG, Shea S, et al. The Impact of Obesity on Cardiovascular Disease Risk Factors and Subclinical Vascular Disease: The Multi-Ethnic Study of Atherosclerosis. Arch Intern Med 2008, 19: 928-35.[25] De Cosmo S, Bacci S, Piras GP, et al. High prevalence of risk factors for cardiovascular disease in parents of IDDM patients with albuminuria. Diabetologia 1997, 40: 1191-6.[26] Tolonen NE, Groop PH. Can lipid abnormalities predict renal disease in patients with diabetes? Clin Lipidol 2010, 5: 151-5.[27] Chen J, Muntner P, Lee H, et al. Insulin resistance and risk of chronic kidney disease in nondiabetic US adults. J Am Soc Nephrol 2003, 14: 469-77.[28] Savage DB, Petersen KF, Shulman GI. Disordered Lipid Metabolism and the Pathogenesis of Insulin Resistance. Physiol Rev 2007, 87: 507-20.服務澳門可持續發展研究所公佈“澳門消費者信心指數2012年第4季”調查澳門科技大學可持續發展研究所透過下設的市場調查中心，於2012年12月12日至18日利用電話訪問系統（CATI），成功訪問了1009名18歲或以上的澳門居民。調查顯示，本季澳門消費者信心全面回升，消費者對澳門整體經濟信心持續走高，就業信心相應提升，物價水平信心開始回暖，生活水準信心略有回升，購買住宅信心止跌微升，投資股票信心大幅上揚。2012年第4季，中國內地經濟和金融運行總體平穩，積極因素進一步增多，物價形勢基本穩定；全球經濟仍較為疲弱，不確定性依然存在。面對剛剛開局的2013年，澳門需繼續穩固通脹治理效果，緩和物價對民生的壓力，加大房地產調控力度，有效緩解住宅供求失衡，致力提升教育水平，保障民生，增加福祉，從而進一步提振消費者的信心。區宗傑主講《中小企業的前景與政府的互動》由澳門基金會贊助，澳門科技大學社會和文化研究所於1月24日舉辦“澳門社會”系列講座，邀請澳門中小企業協進會區宗傑理事長主講“中小企業的前景與政府的互動”。張曙光常務副校長出席了講座並向區宗傑贈送紀念品。區宗傑對比了澳門與其他國家/地區中小企業的差異，並介紹了澳門中小企業的情況、所面對的困難及自救之路。區宗傑表示，雖然澳門近年經濟發展迅速，但博彩業一業獨大的局面並未改變，中小企業的發展空間受到相當大的限制。中小企業面對租金高昂，人手不足，招聘困難及員工流動性大等各種問題，大部份中小企都在逆景中求存。澳門政府近年推出多項措施，如，中小企業信用保證計劃、企業融資貸款利息補貼等，對合資格中小企提供資助，可惜手續麻煩，金額不大，且很多中小企業沒有財務報表，令業界受惠不多。面對經營困境，中小企業自救之路是自我增值，利用區域發展的機遇，尋求向外發展。區宗傑提議特區政府設立“中小微企事務辦公室”，為業界研究短、中、長期的發展策略，推動中小企業建立聯營體經營運作模式，協助中小企業進行產業多元化；並從財務、人力資源、企業培訓、土地資源、促進商機等方面作出支援，全面提升澳門中小業的競爭力。

139第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 Received 18 May 2012; Revised 23 Jul. 2012.* Ph.D. in communication, Faculty of Humanities and Arts, Macau University of Science and Technology. Email: zsun@must.edu.mo , Tel: 00853-88972484CeleArity endorser images in Chinese television advertisingt: A content analysisZhen SUN* ( Faculty of Humanities and Arts, Macau University of Science and Technology, Macau, China )AAstractt: The present study proposes a content analysis to examine the images that celebrity endorsers convey in Chinese television commercials. The purpose is achieved mainly by analyzing how celebrities’ gender and age characteristics are associated with product types and celebrities’ role-playing. The findings show that male and female celebrities are portrayed nearly equally in the ads for home and food products. Male celebrities are significantly more likely than female celebrities to represent medicine/nutrition products. The most frequently assumed roles by both males and females are user recommenders. Male celebrity endorsers significantly more often play the role of expert on the product. Mature adult and elderly celebrities’ stereotypical associations with medicine/nutrition products have been identified. The middle-aged and elderly celebrities are significantly more often than the young celebrities to be assigned the role of expert recommender. As a result, middle-aged male celebrities who play the role of expert recommender to promote medicinal or nutritional products are the most typical image in Chinese celebrity-endorsed television ads. The study offers some support for the visual rhetoric model in that advertisers seem to use stereotypical assumptions shared with consumers to construct advertising messages.AAstractt: Celebrity endorsement; Gender; Age; Product types; Roles; Stereotypes 中國電視廣告中的名人代言者形象——內容分析孫　瑱（澳門科技大學人文藝術學院，澳門）關鍵詞：本文使用內容分析的研究方法，分別考察了廣告代言者的性別與產品類別和角色扮演，及其年齡與產品類別和角色扮演之間的關係，描畫了中國電視廣告中的名人代言者形象。研究發現，男性與女性名人在家庭產品和食品兩個產品類別上的代言數量並無明顯差異，但是藥品及保健產品更願意使用男性名人代言者。男性與女性名人在廣告中最常被賦予的角色是使用型推薦者，然而，男性比女性更經常地扮演專家型推薦者的角色。中年及老年名人代言者與藥品及保健產品的刻板關係也在本研究中呈現。相較于青年人，中年及老年名人更經常地扮演專家型推薦者的角色。綜合各項結果，可以發現中國電視廣告中出現的最具典型性的名人代言者形象是代言藥

1400 Introduction Celebrity as a culture has a long history, but has intensified only in the past decades. One of the signs of the intensification of celebrity culture is celebrity’s role changing from the idol of production to the idol of everyday consumption[1]. Celebrities nowadays are bonded with commodity consumption to cultivate desiring consumers. This phenomenon has become ubiquitous all around the world. For instance, approximately one-quarter of all TV and print ads in the U.S. have featured celebrities[2]. The extensive use of celebrity endorsement has motivated the proliferation of celebrity advertising studies in both academic and practical areas. Prior literature focuses on the issue of choosing the right celebrity, which has been labeled as an art and inexact science[3~4]. Most studies are undertaken in the frameworks of the source credibility and attractiveness model and the celebrity match-up hypothesis. Some note that celebrity characteristics, such as physical attractiveness, trustworthiness, likability, and etc, are baseline criteria to consider when selecting an appropriate celebrity endorser[5~7]. Others suggest that the effectiveness of celebrity endorsement is inextricably tied to how well the celebrity matches the product and the selling idea[8~9] They collectively show the complicated nature of using celebrity images. Although researchers have offered comprehensive strategic implications about the use of celebrity’s images, practitioners seem to more rely on some easily-manipulated characteristics of celebrities to cater to consumers’ assumptions and values. As noted by a series of investigations of celebrity advertising practice in China, across different categories of products, the most welcomed celebrity endorsers mentioned by the subjects vary little[10~16]. This situation directs the study’s attention towards the images that celebrity endorsers actually present in advertising. Specifically, drawing on the visual rhetoric model (VRM), the present study proposes a content analysis to examine the images that celebrity endorsers convey in Chinese TV advertising. The purpose is achieved mainly by analyzing how celebrities’ gender and age characteristics are associated with product types and celebrities’ role-playing. 1 Conceptual frameyork Visual rhetoric is a recent area within the age-old discipline of rhetoric. As a communication artifact, visual rhetoric is the actual image or visual object that communicators generate for communication with an audience[17]. There are at least three areas on which scholars concentrate when they study visual imagery: (a) nature of the artifact, which deals with the components, qualities, and characteristics of visual artifacts; (b) function of the artifact, which concerns the communicative effects of visual rhetoric on audience; (c) evaluation of the artifact, which focuses on the evaluation or assessment of visual artifacts. Description of the nature of artifacts is essential to any study of visual rhetoric because the other two study areas require an understanding of the substantive and stylistic nature of the artifacts being explored. Advertising, as a strategic form of communication, is aimed not only to inform, but also to persuade and convert. Unlike other contemporary forms of human communication that rely exclusively or heavily on the verbal components, presentations in advertising rely greatly on the nonverbal components, such as olfaction, visual, auditory, and tactile. The visual component is the predominant nonverbal element of presentation[18~19]. As Scott[20] notes, today’s world of advertising is bombarded with fantastic visual images (including celebrities). It is necessary to apply a 品及保健品、扮演專家型推薦者的中年男人形象。這一研究在某種程度上驗證了廣告人使用與消費者共享的刻板性設想來構建名人廣告信息，為視覺修辭模式提供了理論支撐。關鍵詞：名人代言；性別；年齡；產品類別；角色；刻板印象

141Zhen SUN Celebrity endorser images in Chinese television advertising: A content analysistheoretical framework of visual rhetoric to study the sophisticated forms of images used in advertising. At first, the VRM rationalizes the necessity for a fundamental understanding of the characteristics of celebrities. The celebrity in an advertisement is a key visual artifact and serves as a basic building block around which the ad is constructed[21]. Second, it implies that the visual images of celebrity endorsers can be detected from their relations with products. An ad is the deliberate rhetorical act linking a visual image to a product[22]. In celebrity endorsed ads, the image of a celebrity is expected to present the ideal and typical consumer of the product being endorsed[23]. Third, the VRM introduces the concept of mutual assumption, which has been used to explain how the coordination between communicator and audience could be achieved[24]. In the context of celebrity advertising, celebrities are viewed as cultural symbols that represent the conventions and values of specific cultures. Consumers hold a set of assumptions related to the celebrities. The image of celebrity used in an ad is relevant to its consumers only when one or more of the cultural assumptions that it makes manifest is relevant to them. Scott[25] suggested that advertisers should draw on a shared knowledge of vocabularies and conventions to determine how to construct visual messages. 2 Stereotypical gender and age assumptions Advertisements have been regarded as reflecting a society’s gender- and age-related assumptions in an effort to attract and impress consumers. According to previous literature, males presented in ads tend to be depicted as powerful, successful, independent, ambitious, tough, and knowledgeable, whereas females are presented as sexy, charming, acquiescent, young, and available[26~31]. Gender role stereotyping in advertisements is generally reflected in male and female actors’ role playing and relationships with product types. Prior studies have noted that males are more likely to be assigned independent and autonomous roles and portrayed as professionals and authorities on products, while females are more often shown with dependent and submissive roles and portrayed as demonstrators and users[32~34]. With regard to the product types, a study conducted by Bretl and Cantor[35] in the U.S. showed that females were more likely to promote domestic products than males, while males were more likely to advertise the products that are not used at home. Kim and Lowry[36] content analyzed Korean TV ads and disclosed that men were more likely to represent technical products. Some other studies noted that women were more frequently shown with body and home products, while men were more often portrayed with food, auto, and sports products[37~39]. Given the importance of examining gender images in ads and the lack of relevant research in the realm of celebrity advertising, the following research questions are proposed: RQ1: Do male and female celebrities distribute differentially across product types in Chinese TV ads? RQ2: Do male and female celebrities differ in terms of the roles they play in Chinese TV ads? People hold stereotypical assumption on different age groups. For instance, young people are thought to be energetic, irresponsible lazy, and sloppy. The elderly are viewed as lacking energy, unproductive, responsible, and thrifty[40~41]. Aging in advertisements is often portrayed in a negative way. Many studies have shown evidence of ageism against older models in advertising[42~49]. The phenomenon is mainly embodied in the absence and stereotypical portrayal of older people, especially those over 60. The elderly are traditionally associated with images of senility, debility, infirmity, feebleness, and helplessness[50~52]. Over the past decades, however, the portrayal of the elderly in TV ads seems to be more positive. One of the evidences was that the elderly were used in ads for a wide variety of products, which showed that senior people played actively in society[53]. In the 1970s, the elderly appeared most frequently in the ads for medicines and other health aids[54]. In the 1980s, the elderly characters in ads were found to be widely associated with food, TV promotions and

142public service announcements[55], liquor, banks, autos, etc[56]. Zhou and Chen[57] also noted that the senior characters were more often included in social and transgenerational scenes and were used to promote a variety of products and services. Compared with the voluminous research on the portrayal of gender groups, fewer studies examine the image portrayal of different age groups in advertising. This study seeks to address the following research questions: R3: Do celebrities of different age groups distribute differentially across product types in Chinese TV ads? R4: Do celebrities of different age groups differ in terms of the roles they play in Chinese TV ads? 3 Methodology3.1 SamplingThe method of quantitative content analysis was used for this study because content analysis is particularly useful when applied from a theoretical perspective that has strong meaning for the analysis[58]. Celebrity endorsed commercials in Chinese Central Television Channel (CCTV) 1, 2, and 5 were collected. The three channels have distinct programming content and target audience, which determines that they are advertising hosts for different products. In addition, the rates of access to these channels are higher than those to the other CCTV channels in China. Commercials were recorded in the time period from 6 to 10 p.m. during every day for one week in each month of March 2007, 2008, and 2009. Rotation principle was applied for the three channels in each week to increase the sample’s representation. Each of those ads featuring the same celebrities but promoting different products was regarded as an independent sample. Any duplicate ads for the same brand endorsed by the same celebrity were excluded from the sample. The ads containing multiple celebrity endorsers were eliminated. Additionally, public interest ads, movie promotions, and the channel’s self-promotions were all omitted. The final sample comprised 227 celebrity ads for coding. 3.2 MeasuresCelebrity’s gender was coded as male and female. Celebrity’s age was defined as his or her actual age. It was classified into four major categories: child and adolescent (17 or younger), young adult (18~39 years), mature adult (40~59 years), and elderly (60 or older).Products were originally coded into twenty four categories. Referring to previous studies, they were later collapsed into six major types to achieve statistical significance[59]. They were home, body, food, medicine/nutrition, auto/sport, and other.Celebrity’s role was categorized into six groups, which were mainly adapted from the categorization of Pringle[60] and further modified to fit the current sample. The six categories were defined as follows: (1) Himself/herself: The celebrity plays himself or herself in the ad, which means that s/he implies s/he would use the product in his or her real life. More importantly, the celebrity emphasized his or her real identity through monologue, dialogue, voiceover, footage, pictures, titles, or text. The audiences can identify his or her real identity and expertise area by watching the ad. In most cases, the celebrity should be well known to the audience. (2) Expert recommender: The celebrity plays like an expert on the product, but not an apparent user of the product in the ad. It seems that s/he knows the product better than the audience does. But you cannot tell if s/he uses the product in his or her daily life. You cannot tell his or her expertise area or real identity only through the ad either. (3) User recommender: The celebrity plays like a common user of the product. It seems that s/he presents his or her experience with the product in the ad. The product-user role is possible in his or her real life. Sometimes the celebrity uses the first persona “I” to tell or show his or her personal story about the product. You cannot tell his or her expertise area or real identity only through the ad. (4) Invented role: The celebrity plays a new fictitious role in the ad, which means that the role is impossible in his or her real life. The role has been

143Zhen SUN Celebrity endorser images in Chinese television advertising: A content analysisdeveloped exclusively for the brand and only exists in the ad context. (5) Imported role: In the ad, the celebrity presents the role s/he has played before in the movies, sitcoms, TV shows, etc. It is always a familiar or recognizable image to the audience. (6) Role model: The celebrity merely appears with the product in a commercial, but s/he does not say anything about the product. S/he must wear or use the product in the ad. Those celebrities whose roles did not fit any category were coded as “others” .3.3 CodingTwo Chinese students coded each advertisement. They worked independently and were blind to the research questions. The coders were first trained in the coding procedure. After getting a full explanation of the categories, they coded a total of twenty practice ads, which were excluded in the main study. After the training session, the two coders coded all the celebrity ads. Intercoder reliability was determined by using Cohen’s kappa. The two coders achieved complete agreement (100%) upon the variables of gender and age. The intercoder reliability for “product type” was 0.972 and for “celebrity’s role” was 0.902. Inconsistencies in the coding were resolved through discussions involving the author until agreement was achieved. 4 Results 4.1 VariaAle description Of the 227 celebrity TV ads, 54.2 percent were promoted by male celebrities and 45.8 percent were endorsed by females. Over half of the ads featured young adult celebrities aged 18 to 39 (56.4%) and 40.1 percent featured mature adults aged 40 to 59. Celebrity endorsers aged 60 or older were merely presented in 3.5 percent of the sample. A cross comparison of gender and age indicated that young female celebrities (34.4%) and mature male celebrities (29.5%) were more popularly employed. The most common ro le assumed by the celebrities was user recommender (44.5%), followed by the role of himself/herself (24.7%) and expert recommender (17.2%). The remaining three roles were almost equally adopted and each accounted for less than 5% of the occurrences. With regard to product types, the most frequently endorsed one was body products (26%), followed by home products (23.3%), food products (20.3%), medicine/nutrition products (14.1%), auto/sport products (9.7%), and others (6.6%). 4.2 Addressing research questionsAs noted in Table 1, analyses of gender and product category indicate that male and female celebrities have significant differences in promoting different product categories (X 2=13.285, p≤0.05). Males were most frequently depicted with home products (22.0%), followed by body (19.5%), food (18.7%), and medicine/nutrition products (17.9%). Females were most likely to advertise body products (33.7%), followed by home (25%) and food products (22.1%). Male and female celebrities were equally presented in the ads for food products and almost equally depicted with home products. Females advertised slightly more body products than males. However, no significant gender difference has been identified. Gender presentation in both medicine/nutrition (X 2=4.50, p≤0.05) and auto/sport (X 2=6.55, p≤0.05) ads were significantly in favor of male celebrities. TaAle 1 Product Type Ay CeleArity’s GenderProduct categoryMale (n=123) Female (n=104)X 2 n Percent n Percent Home 27 22.0 26 25 0.02Body 24 19.5 35 33.7 2.05Food 23 18.7 23 22.1 0Medicine/nutrition 22 17.9 10 9.6 4.50* Auto/sport 17 13.8 5 4.8 6.55*Other 10 8.1 5 4.8 1.67 X 2 = 13.285; df =5; p≤0.05 * p≤0.05With regard to the association of celebrity’s age and product type, the findings show that merely

1448 celebrities were at the age of 60 or older. Five of them were presented in the ads for medicine/nutrition products. Two were depicted with home products and one with others. The elderly were collapsed into the group of mature adult celebrities to increase the statistical significance of the results. As shown in Table 2, young adult celebrities (18~39 years) appeared very often in the ads for body products (31.2%), food products (25.8%), and home products (22.7%). Mature adult (40~59 years) and elderly (60 or older) celebrities were most likely portrayed with medicine/nutrition products (31.3%), followed by home (24.2%) and body products (19.2%). The ads for body ( X 2=7.48, p≤0.01), food (X 2=8.70, p≤0.01), and auto/sport products (X 2=4.55, p≤0.05) were significantly in favor of young adult celebrities. Mature adult and elderly celebrities were significantly more frequently employed to promote medicine/nutrition products ( X 2=27.13, p≤0.001). The two age groups did not differ much in terms of their presence frequencies in the ads for home products. As reported in Table 3, male celebrities often assumed the roles of user recommender (39.8%), himself (27.6%), and expert recommender (22.0%). Female celebrities were frequently portrayed in the roles of user recommender (50%), herself (21.1%), and expert recommender (11.5%). Males were significantly more likely than females to play an expert recommender role (X 2=5.77, p≤0.05). TaAle 2 Product Category Ay CeleArity’s AgeProduct categoryYoung adult (n=128)Mature adult & elderly (n=99) X 2 n Percent n Percent Home 29 22.7 24 24.2 0.47Body 40 31.2 19 19.2 7.48**Food 33 25.8 13 13.1 8.70**Medicine/nutrition 1 .8 31 31.3 27.13***Auto/sport 16 12.5 6 6.1 4.55*Other 9 7.0 6 6.1 0.60X 2 = 44.974; df=5; p≤0.001 * p≤ 0.05. ** p≤0.01. *** p≤0.001 TaAle 3 CeleArity’s Role Ay GenderCelebrity roleMale (n=123) Female (n=104)X 2 n Percent n Percent Himself/herself 34 27.6 22 21.1 2.57Expert recommender 27 22.0 12 11.5 5.77*User recommender 49 39.8 52 50 .09Invented role 6 4.9 5 4.8 .09Imported role 3 2.4 6 5.8 1.00Role model 4 3.3 7 6.7 .818* p≤0.05Table 20 shows that the two roles that young adult celebrities often played in Chinese TV ads were user recommender (46.9%) and himself/herself (29.7%), which together accounted for over three-fourths of the occurrences. The three major roles adopted by mature adults and elderly were user recommender (41.4%), expert recommender (28.3%), and himself/herself (18.2%). Young adults were significantly more likely to be assigned the role of himself/herself (X 2=7.14, p≤0.01), whereas mature and older adults were significantly more likely to assume the role of expert recommender (X 2=7.41, p≤0.01). TaAle 4 CeleArity’s Role Ay Actual AgeCelebrity roleYoung adult (n=128)Mature adult & elderly (n=99) X 2 n Percent n Percent Himself/herself 38 29.7 18 18.2 7.14**Expert recommender 11 8.6 28 28.3 7.41**User recommender 60 46.9 41 41.4 3.57Invented role 8 6.3 3 3.0 2.27Imported role 6 4.7 3 3.0 1.00Role model 5 3.9 6 6.1 0.09** p≤0.01. 5 DiscussionAccording to the VRM, when using product endorsers, advertisers have to consider the basic cultural assumptions held by target consumers. They draw on the relevant content from consumers’ assumptions on both advertising characters and products to compose ad messages. Past research notes that advertisers seek to communicate to their audience with existing or well-established assumptions. They

145Zhen SUN Celebrity endorser images in Chinese television advertising: A content analysiswould like to use stereotypes other than multiple and realistic values to impress their prospects. In this way, advertising acts as a distorted mirror to our culture. It reinforces the stereotypical images of the characters in ads, as if these images are idealized or desired by consumers[61]. The findings of this study offer some support for the VRM, especially in terms of advertisers’ manipulation of the relationships between celebrity’s age and product type and role-playing and also between celebrity’s gender and role-playing. The findings on celebrity’s gender images in relation to product types are not in keeping with traditional gender role stereotyping. According to past research, home, food, and medicine/nutrition products are preconceived by consumers to have a feminine image and have been consistently taken as women’s product types[62~63]. This study, however, shows that male and female celebrities are portrayed nearly equally in the ads for home and food products. Furthermore, male celebrities are significantly more likely than female celebrities to represent medicine/nutrition products. The roles played by celebri ty endorsers determine their engagement with the endorsed products, specifically, how they work for the products and what meanings they attach to the products. The results indicate that male and female celebrities in Chinese TV ads do not show much difference in their role-playing. The most frequently assumed roles by both males and females are user recommenders, through which celebrities act like real product users and share product experiences with the audience. The main task of celebrities is to make the audience quickly identify with their status as product users. Once the identification process occurs, the target consumers may attempt to try the promoted products. This can be seen as way of “hitching their wagon to the star”[64]. The second popular role is himself/herself, through which celebrities play themselves and exploit their own personas in an ad. This role-playing, to some extent, is only applicable to the celebrities who are well-known to the target audience. They can instantly convey an enormous depth of imagery and associations and enhance audience participation. Male celebrity endorsers significantly more often play the role of expert on the product. They are essentially acting like a mouthpiece for the endorsees. The finding is consistent with earlier research suggesting that males comprise a large proportion as product authorities or experts than females. Men are generally perceived to be more credible than women when providing arguments for products[65~73]. A cross comparison between product types and celebrities’ roles suggests that celebrity endorsers most frequently take the expert role to promote medicine/nutrition products, for which more expertise is desired by consumers to make a purchase decision. An expert recommender image seems more impressible and credible. Thus, the link point between male celebrities and medicine/nutrition products is consumers’ expertise related assumptions on males and medicinal products. Despite the traditional feminine image of medicinal products, the advertising strategy of stressing endorsers’ expertise makes male celebrities the optimal pitchpersons. The results on the relationships between age groups and product types are in line with past literature. Mature adult and elderly celebrities’ stereotypical associations with medicine/nutrition products have been identified. According to previous research, the use of middle-aged spokespersons tends to work best when products or services are middle-aged oriented. The consumption of mature adult consumers usually consists more of products and services related to care of health and illness, household expenditures, groceries, etc[74]. Middle-aged and elderly are significantly less likely to appear in ads for body products. Although they are sometimes the target consumers of body products such as cosmetics and personal hygiene, they are not the desired models for these products. For example, aging in the cosmetics market represents “ugglyness” and “loneliness.” Models featured in cosmetic ads are often ten to fifteen years younger than their target consumers[75]. As expected based on past research, the middle-

146aged and elderly celebrities are significantly more often than the young celebrities to be assigned the role of expert recommender. They are portrayed as credible consumer advisors, who possess special knowledge or experience related to the endorsees. Though their expertise on the products is not credentialed in specific ads, they tend to convey their opinions in a powerful and decisive manner. In Chinese traditional culture, age means more experience, power, credibility, and authority. For Chinese consumers, the perceived expertise of mature adult or elder celebrities may be more acceptable and persuasive than that of young adult celebrities. The expert image of the middle-aged and elderly can be also attributed to this group of people’s associations with medicine/nutrition products. 6 Conclusion and Limitations Within the conceptual framework of the VRM, this study examines celebrity endorsers’ gender and age images in terms of their matching relationships with product types and celebrities’ role-playing. Although the study does not present a highly stereotypical picture of different gender and age groups, it provides some explanations as to why advertisers may be using the celebrities of different gender and age groups for certain types of products and with certain roles. The study, to some degree, offers support for the VRM in that advertisers seem to rely on shared stereotypical assumptions to construct advertising messages.The most typical image of celebrity endorsers emerging from this study is middle-aged male celebrities who play the role of expert recommender in ads to promote medicinal or nutritional products. Are they the best spokesperson for pharmacy products? Are they most qualified for the expert role? The effectiveness of this kind of ad requires further exploration. Some limitations of this study should be mentioned. The categorization of product types adopted in this study is broad and may hide celebrity’s matching relations with specific product categories, for instance, young female celebrities’ association with cosmetics. Future studies may want to use a more specific categorization of products. Additionally, celebrities hold diversified meanings that advertisers can exploit and attach to products. This study only focuses on the gender and age characteristics of celebrities. Perhaps future studies could explore how product types and celebrities’ roles are related to their other characteristics, for example, nationality and physical attractiveness. References [1] Lowenthal L. The triumph of mass idols//Marshall PD. The celebrity culture reader. New York: Routledge, 2006: 124-152.[2] Shimp T. Advertising, promotion and supplemental aspects of integrated marketing communications (6th ed.). Fort Worth, TX: The Dryden Press, 2003.[3] Cooper M. Can celebrities really sell products? Marketing and Media Decisions, 1984, 19: 64-65, 120.[4] Sherman SP. When you wish upon a star. Fortune, 1985, August 19: 66-71. [5] Miciak AR and Shanklin WL. Choosing celebrity endorsers. Marketing Management, 1994, 3(3): 50-60. [6] Erdogan BZ and Baker MJ. Towards a practitioner-based model of selecting celebrity endorsers. International Journal of Advertising, 2000, 19(1): 25-43.[7] Erdogan BZ, Baker MJ and Tagg S. Selecting celebrity endorsers: The practitioner’s perspective. Journal of Advertising Research, 2001, 41(3): 39-48. [8] Kamins MA and Gupta K. Congruence between spokesperson and product type: A matchup hypothesis perspective. Psychology & Marketing, 1994, 11(6): 569-586.[9] Spielman HM. The celebrity sell: Making it work. Marketing Times, 1981, 28: 13-14.[10] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2006, 4: 114. [11] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2006, 8: 140.[12] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2006, 9: 141.[13] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2006, 10: 108.[14] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2006, 11: 116.[15] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2007, 2: 168.[16] Sinomonitor International. The spokespersons for brand image. China Ads, 2007, 3: 103.

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149第 7 卷第 1 期澳門科技大學學報 Vol.7 No.12013 年 6 月 30 日 Journal of Macau University of Science and Technology June 30 , 2013 民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析張　芳（澳門科技大學通識教育部，澳門）摘要：民初（1912～1919）的社會，呈現出了戲劇評論和理論研究活動異常繁盛的局面。民初戲劇理論家在總結繼承我國傳統戲劇理論的基礎上，吸收西方文論之精華，形成了豐贍深刻的戲劇理論思想，為民初富有科學性、系統性、理論性的劇學框架體系的構建，為中國傳統戲劇理論批評的近代轉型奠定了基礎。而以上局面及現象產生的原因有以下幾個方面：民初的戲劇文化環境；晚清“花譜＂文化對民初劇評的影響；近代報刊業的興起與西學東漸浪潮的席捲。關鍵詞：民初（1912～1919）戲劇理論；戲劇思想體系構建；近代轉型；民初戲劇文化環境；晚清“花譜＂文化；近代傳媒與西學東漸Analysis aAout the drama theory system construction and its modern transformation of reasonFang ZHANG( Macau University of Science and Technology, Department of General Education, Macau, China )AAstractt: The (1912-1919) society, showing a dramatic criticism and theory research activity in the prosperous situation. The drama theorist in the summary inheriting our traditional drama theory, absorbing the essence of western literary theory, forming a rich profound drama theory, for the rich and scientific sex, systematization, theory of play science framework system, as the Chinese traditional drama theory criticism laid the foundation for modern transformation. While the above situation and reason has the following several aspects: the drama culture environment; late Qing "florilegium" culture on the drama; modern press industry and the rise of Western tide.eyyordst: The (1912-1919) theory of drama; dramatic thought system; modern transformation; the theatrical culture environment; late Qing "florilegium" culture; modern media and culture收稿日期：2012-09-11；修訂日期：2012-09-17。張芳（1983—），女，漢族，南京師範大學戲劇戲曲學碩士畢業，澳門科技大學通識教育部語文組講師，研究方向為戲劇戲曲學。E-mail：839654956@qq.com，Tel：13532268651（珠海），62738710（澳門）0 引言民初（1912 ～ 1919）的社會，戲劇評論和理論研究活動異常繁盛。很多愛好戲曲的文人學者投身戲劇，他們或考究劇史，或研究戲劇理論，或品評戲劇表演，或記述梨園歷史變遷，由此出現了大量的戲曲專著。如王國維《宋元戲曲史》、吳梅《顧曲麈談》、齊如山《觀劇建言》、《說戲》、《編劇淺說》、馮叔鸞《嘯虹軒劇談》、劉豁公《戲劇大觀》、畢公天《慕俠叢纂》、楊塵因《春雨梨花館叢刊》、宗天風《若夢廬劇談》、王夢生《梨園佳話》、李菊儕《戲本》、章棄材、章棄枋《劉喜奎集》、揚鐸《漢劇叢談》、錢靜方《小說叢考》、盛磊庵《昭容集》、郭渫史《劉菊仙集》、穆辰公《伶史》、燕石《京師女伶百詠》、謝無

150量《中國大文學史》、陳彥衡《說譚》、鳳笙閣主《梅蘭芳》、周劍雲《鞠部叢刊》、進步書局編《清代聲色志》、黃遠生《遠生遺著》、姚華《曲海一勺》、《菉猗室曲話》、柳亞子《春航集》、《子美集》等等，數量繁多，且頗有學術價值。除專著外，民初尚有無數發表於各個大小報刊雜誌的劇評文章，僅《申報》於 1912 ～ 1919 年間刊出的劇評文章就有上千篇。其他諸如《小說月報》、《民權素》、《遊戲雜誌》、《俳優雜誌》、《繁華雜誌》、《娛閑錄》、《大同週報》、《文藝俱樂部》、《獨立週報》、《遊戲新報》、《雙星雜誌》、《文星雜誌》等等報紙都有劇評、劇談、劇話等專欄供劇評家、戲劇愛好者發表戲劇理論或者觀劇劇評。這許多專著及報刊、雜誌的劇評文章，在我們今天的戲劇藝術研究工作中，都是不可缺少的珍貴資料。此外，這一時期的戲劇理論文章內容包羅萬象，對民初戲劇思想的各個方面均有所研究。譬如對戲劇本體論、戲劇史論、戲劇功能論、戲劇改良論、戲劇音樂論、戲劇表演論、戲劇編劇論、戲劇觀眾論、戲劇批評論，甚至悲劇、意境、雅俗、角色、梨園歷史、劇種、票友、臉譜等均有經典論道。民初戲劇理論家在總結繼承我國傳統戲劇理論的基礎上，吸收西方文論之精華，形成了豐贍深刻的戲劇理論思想，為民初富有科學性、系統性、理論性的劇學框架體系的構建，為中國傳統戲劇理論批評的近代轉型奠定了基礎。而之所以出現民初戲劇評論和理論研究活動的異常繁盛局面，民初戲劇理論思想體制的體系化構建及其近代轉型現象，其原因主要有以下幾個方面：一、辛亥革命的成功，民主風氣的開創，戲劇界改良運動的興起都為民初戲劇評論和理論研究的深入開展提供了適宜的社會和戲劇文化環境，使得民初劇壇出現了一派嶄新的繁榮局面；二、民初劇評在品評內容、品評效應、表面動機等方面明顯的承襲了晚清的“花譜”創作，在深層創作動機、劇評家構成、品評標準等方面則有了全新的特徵與時代色彩，所蘊含的內容也更為豐富，促成了其近代轉型，為現代戲劇理論的建立奠定了基礎；三、近代報刊業的興起與西學東漸浪潮的席捲，推動了民初劇論家們在身份職業、創作心態、創作形式、創作內容、理論水準、創作效果等方面的近代轉型，也為宣揚中國戲曲傳統文化提供了輿論陣地。1 民初的戲劇文化環境伴隨著孫中山領導的辛亥革命的成功，在南京國民臨時政府一系列廢除舊習，開創民主新風政策的頒佈鼓舞下，民主共和觀念深入人心。長期在封建專制制度控制束縛下的實業界、教育界、輿論界等各界民眾，對新國家、新政府、新生活的充滿了美好的希望。斷髮辮、易服飾、變稱謂、改禮節、興天足、用名片、崇法律，“做新國民”等共和制度的社會習俗，蔚然興起。人們紛紛成立各種社會團體，如社會改良會、禁買婢會、禁煙聯合會、天足會等組織，配合政府宣傳社會改革。以創辦報紙、散發書畫、集會演說、歌唱排戲等各種形式引導社會風尚。民主共和觀念的深入人心，亦激發了國民意識的增長。教育、出版、文藝界大聲疾呼將培養國民意識視為至要之急務。教育界呼籲廢止奴性教育，“養成共和之國民”。報界之名稱多以民字開頭：《民主》、《民權》、《民生》、《民國》、《民立》、《民視》、《民呼》、《民籲》，為民主共和搖旗呐喊。全國各地的戲曲藝人，紛紛編演慶祝勝利的“時事戲”。伶界採取了眾多措施，擺脫封建桎梏，不斷變革戲劇，帶來了民初劇壇興盛、繁榮的局面。1.1 廢除班社舊規，提高藝人地位在封建社會裏，戲劇藝人的社會地位極為低下。清政府規定，伶人及其子弟，不得“冒藉”參加科舉考試，取消他們讀書入仕的資格。隨著維新運動的興起，辛亥革命的成功，人們開始認識到戲劇藝術所具有的宣傳新思想，改良社會的作用，開始重視京劇藝人在戲劇改良社會中的作用。為進一步發揮此作用，戲劇界首先採取的措施是，廢除劇界一切不合理的班社舊規，建立新

151張芳民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析規約。民國元年三月二十三日，國民政府發佈佈告，批准廢除“齋戒忌辰”日停止演出的舊規。四月全城又貼出佈告，廢除“私寓”，該佈告稱： “為出示嚴禁事，照得韓家潭、外郎營等處諸堂寓，往往有以教戲為名，引誘良家子弟。飾其色相，授以歌聲。起初有墨客騷人，偶作文會宴遊之地，既久遂為納汙藏垢之場。積習相仍，儼成一京師特別之風俗。玷污全國，貽笑友邦。名曰像姑，實乖人道。須知改良社會，戲劇之鼓吹有功，操業優伶，國民之資無損。若必以媚人為生活，效私寓之行為，則人格之卑，乃達極點。現當共和民國初立之際，舊染汙俗，尤宜咸與維新。本廳有整齊風俗、保障人權之責，段不容此種頹風現于首善國都之地。為此出示嚴禁，仰即痛改前非，各謀正業，尊重完全之人格，同為高尚之國民[1]。”此舉重在恢復伶人人格，尊重伶人的職業尊嚴。另外，還要廢除對戲劇藝人的舊稱：伶人、優伶、戲子等，一律改稱為“藝員”，以提高藝人的社會地位。正是在這一系列的改革下，伶人地位得到了空前的提高。也使得演員與劇作家、戲劇理論家的關係發生了轉變。民初，出現了大批的文人操筆為演員寫作劇本，如齊如山、劉豁公、楊塵因等，齊如山曾為梅蘭芳編劇三十多種。文人為演員編寫劇本，極大的提高了劇本的文學性與藝術性。而王國維、吳梅、姚華、齊如山等著名劇評家亦為演員指導戲劇演出，如梅蘭芳在演《四聲猿》中的《雌木蘭》時，吳梅曾現場指導他演唱，後評價說：“梅唱尾聲，終不得法，於昆腔究屬門外漢耳[2]。”更出現了劉豁公、馮叔鸞、馮小隱等大批劇評家們在報端對演員演技予以品評，指導演員改進技藝，極大的促進了民初戲劇藝術的發展。1.2 廢除劇界舊習，允許女伶演戲舊時戲園，環境較差，人群擁擠，空氣污濁。園內泡茶送水，小販叫賣，觀眾喧嘩，影響戲劇演出效果。隨著西方戲劇文化的傳入，人們借鑒西式劇場設置，對舊式戲園提出改良建議。如增加舞臺燈光照明，廢除園內茶水、毛巾遞送與小販叫賣等舊習。全國上下，尤其是在上海與北京，各種新式舞臺相繼建立，劇場也改善了經營管理。這種種舉措，反映出戲劇界人士要求變革，擺脫封建束縛的意識。封建社會，不允許女性進戲園。隨著民初民主、平等新思想的傳播，民初的劇場也開始向婦女開放。婦女觀眾進入劇場，使戲劇觀眾的成分發生了變化。婦女觀眾的審美趣味及要求，對古典戲劇和新劇藝術創作及發展都產生了直接的影響。梅蘭芳曾回憶說：“從前的北京，不但禁演夜戲，還不讓女人出來聽戲。社會上的風氣，認為男女混雜，是有傷風化的。仿佛戲是專唱給男人聽的，女人就沒有這種正當的娛樂。這真是封建時代的頑固腦筋。民國以後，大批的女看客湧進了戲館，就引起了整個戲劇界急遽的變化。過去是老生、武生占著優勢，因為男看客聽戲的經驗，已經有他的悠久的歷史，對於老生武生戲的藝術，很普遍地能夠加以批判和欣賞。女看客是剛剛開始看戲，自然比較外行，無非來看個熱鬧，那就一定先要挑漂亮的看。像譚鑫培這樣一個乾癟老頭兒，要不懂得欣賞他的藝術，看了是不會對他發生興趣的。所以旦的一行，就成了她們愛看的對象。不到幾年功夫，青衣擁有了大量的觀眾，一躍而居戲劇行當裏重要的地位，後來參加的這一大批新觀眾也有一點促成的力量[3]。”正是因為觀眾成分的變化，才促成了戲劇表演藝術行當的變化，帶來了生旦並重的繁榮局面，甚至一度使得旦角成為舞臺的中堅力量。旦角的大受歡迎，也最終促成了梅蘭芳成為一代名伶。1918 年梅社編輯《梅蘭芳》書中載：“近日北京劇界之勢力隱然以旦角為中堅，雙慶社無梅蘭芳竟無絲毫支持之力，論者謂三十年前後劇界變遷最大痕跡即須生與旦角之消長而已[4]。”新劇亦因為觀眾的變化，而調整了演出策略。為迎合女性觀眾的需求，民初以演家庭瑣事、表現日常生活為主的新劇大受觀眾的歡迎。歐陽予倩曾說“把

152新劇從只重言論的類似活報式化裝演講式的表演，引到了反映日常生活，刻畫人物，這是一個進步[5]。”晚清以來，原本由清王朝制定的禁女伶的舊規也被打破，各大城市興起了女子拜師學戲和辦女科班。民國後，女子學戲者愈來愈多。民初，梆子、二黃並奏的戲班逐步盛行起來。梆、黃兼唱的女演員，在容貌、體態、嗓音等方面的優越性，贏得了男女觀眾的普遍歡迎，其足跡遍及天津、上海、煙臺、濟南、開封、瀋陽、營口、大連等經濟發達城市。關於女伶的發展歷史、著名演員及特長成就等，瀛仙在 1912年發表於《申報》中的《女伶之發達》一文記載曰：“滬上之有髦兒戲，豫省之有馬班，均為女伶發生之細胞。雖然髦兒戲者，不過以名妓客串，僅有文場而無武戲。馬班則系歌妓于馬上演之而已，要皆以妓兼優，尚不得謂完全之女伶。自漢鎮髦兒戲園中有王家班、高家班出，以武場見長，頗負時譽。未幾而滬上髦兒戲園中，亦以武場兢勝於舞臺。而女伶之資格乃於是乎完備。以上諸說，大都為女伶由來之歷史也。嗣以女伶繁衍盛行於津沽，始有男女合演之作俑。今之關外三省暨燕京等處舞臺之有男女合演者，莫不由津沽輸入之文明耳。是以名伶之產著，燕京為佳。女伶之產著，津沽為多。惟其產著既繁，流行較盛。面巾幗伶界，不乏傑出之英才矣。如郭少娥、翁梅倩之文老生，陳長庚之武老生，金玉梅、花四寶、林黛玉之花旦，林鳳仙之武旦，均為滬上女伶中鼎鼎大名者也。更有如恩曉峰、小蘭英之文老生，趙紫雲之武老生，王克琴、杜雲卿之花旦，皆為津沽女伶中矯矯不群者也。余如梁月樓、明月珠之文老生，小菊處之武老生，小紫合之正旦，馬翠仙、花寶卿之花旦，金桂英之刀馬旦，郭秀英之正淨，小滿堂之文醜，又為洛陽女伶中名噪一時者也。然則女伶之或以聲著，或以藝工者，均能各專一門，以擅所長，從此脂粉隊裏亦傳優孟之衣冠，為伶界放一異彩。誠藝林之佳話也[6]。”女子演戲，衝破封建觀念，正是民初民主平等思想深入人心的結果。而她們在各劇種中大膽創新，革新技藝，對民初戲劇的變革也起到了一定的推動作用。1.3 建立新型戲劇學校、提高演員文化水準民國以前，演員學戲主要通過科班授徒。科班中演員只管學戲，文化水準較低。民初民主共和思想的深入人心，國民意識普遍高漲，戲劇界人士向完備國民之資格邁進，就需要提高文化知識水準。而文化知識水準的提高，最有效的途徑便是創辦學校。正如周劍雲所說：“倡優隸卒同稱，不恥于士大夫之口，身價於是乎一落千丈。故今日而欲恢復優伶身價，當尊重人格，如何而使其知人格之可重，莫妙于辦半日學堂，令其讀書[7]。”鑒於此，培養戲劇演員的各類戲劇學社和戲劇學校紛紛建立。如 1916 年，著名河北梆子兼皮簧演員田際雲創辦了新式戲劇學校崇雅社。這是北京第一個專門培養戲劇女演員的科班。該社招收學員 57 人，兼授京劇與河北梆子。後來活躍于戲劇舞臺的張碧雲、常九如、鄭菊芳等均畢業於崇雅社。在戲劇學校中，除學習戲劇表演外，學員還要學習歷史、文學等文化知識，加強自身修養。而一些演劇團體中的藝人們，亦通過自修或參加藝人文化補習班，提高自身文化水準。隨著藝人社會地位、文化水準的提高，藝人們的社會責任亦有所強化。各地改變舊有行會性質組織，組建伶界聯合會或正樂育化會，通過公益演出，賑濟社會災難民眾。如成立於 1912年的“正樂育化會”即以救濟梨園界的苦同行，以及興辦梨園小學等為宗旨，其演出收入亦用於梨園公益。民國初年長江洪水氾濫，育化會組織了多場演出，賑濟災民。另外，一些票友們亦通過組織票房演劇救濟災民，如鄭鷓鴣《記久記票房丁巳年演劇助賑之始末》雲：“叔鸞君演說，座客動容，一時銀元銅鈔拋擲如雨”[8]。當時順直發生水災，哀鴻遍野，久記社遂發起了演劇助賑活動，叔鸞以出色的表演與感人的演說，博得觀眾紛紛捐錢助賑。綜上，辛亥革命的成功，使得中國經濟呈現勃興狀態，社會思想解放，文化上百花爭妍。民

153張芳民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析主風氣的開創，帶來了戲劇界一系列的改良運動。以上都為民初戲劇評論和理論研究的深入開展提供了適宜的社會和戲劇文化環境，使得民初劇壇出現了一派嶄新的繁榮局面。2 晚清“花譜”文化與民初劇評民初戲劇評論家大多接受了我國古代曲論的影響，他們對戲曲的愛好與我國古代文人雅士的“顧曲”傳統不無關係，他們的戲劇理論直接繼承了中國古代曲論；而民初大量劇評創作則主要是受到了晚清“花譜”文化的影響。比較民初戲劇評論與晚清“花譜”創作，我們可以看到其中既有明顯的承襲關係，亦有不同之處，從而明晰二者之間影響與被影響、承襲與創新的關係。先看晚清“花譜”文化對民初劇評的影響。清末的文人們雖躋身於“花譜”創作者行列，卻不願亮出真實姓名。學者么書儀認為，“這些文人既希望自己在世俗娛樂的圈子裏出頭露面，過一把癮；又不願意捨棄自己在文人士大夫圈子裏的高雅身份，不想招致譏彈。使用室名別號就是解決兩難、變通的法子[9]。”而民初很多劇評家亦是如此，他們發表在報刊雜誌上的文章多屬齋名、室名或筆名。以至於我們今日很難甚至無法查證這些劇評家們的真實姓名、生平、思想等概況。晚清伶人把花譜視為宣傳自己的廣告，許多伶人經過文人的品評後聲價陡增。如小鐵笛道人在《日下看花記》中雲：“如張郎者，色藝豈必人所絕無，而一經品題，頓增聲價，吹噓送上，端賴文人[10]。”正是因為“花譜”的這種廣告效應，使得伶人改變了原來那種看不起“酸丁”“腐儒”的態度，開始重視文人的品題，產生了“萬花環護待題詩”[11]的盛況。文人與伶人相互依存的關係開始建立。到民初，這種相互依存的關係進一步凸現出來。如 1920 年劉豁公《梅郎集 • 蘭芳軼事》和《梅蘭芳新曲本》由中華圖書集成公司出版。前者介紹梅蘭芳演戲軼事及梅蘭芳生平等，後者收梅蘭芳所演的《獅吼記》、《西廂記》、《荊釵記》、《牡丹亭》4 出昆劇的劇情和唱詞。這兩本著作的出版，極好的宣傳了梅蘭芳，使其知名度大增。之後“梨園子弟爭相趨重，有一經品題，聲價百倍之概”[12]。反之，劉豁公與名伶的交往也使得他的聲名漸長，正如其《自序》所雲：“側帽歌場意氣揚，捧將名角有榮光。巴人白雪評量遍，識得梅郎勝趙郎[13]。”不同於有清一朝，捧角在民初開始變成一件極有榮光的事情，劇評家們在宣傳伶人的同時，也借助於名伶效應擴大了自己的聲勢，劇評家與演員的互相推動作用由此可見一斑。晚清“花譜”的興起主要是因為讀者購買此類書籍，通過書中的介紹以瞭解京城走紅名伶，從而選擇戲劇演出場次與戲目。可以說“花譜”起到了指導消費的作用。正是因為這一作用使得“花譜”有巨大的市場需求。“花譜”的巨大市場需求使得書商們聞風而動，迅速刊行了大量的花譜著作，如道光六年刊《夢花雜誌》、同治癸酉刊《菊部群英》、嘉慶癸亥刊《日下看花記》、嘉慶丙寅刊《眾香國》、道光癸未刊《燕台集豔》、道光間《評花軟語》、咸豐癸醜刊《曇波》、光緒二年刊《擷華小錄》等。此類書籍一經刊行，即“洛陽紙貴”[14]，從而為書商們帶來了巨大利潤。隨著民初社會經濟的發展，市民階層的壯大，群眾觀劇活動日益頻繁，這一市場需求更加旺盛，民初的劇評出版著作更是層出不窮，加上發表在報刊雜誌上的劇評文章，數量不可勝數。其中有關演員的劇評文章以及演員傳記等專著，則明顯承襲了晚清“花譜”主要記述演員色藝、優長、才情的內容。晚清“花譜”文化對民初劇評的影響還可以從民初劇評家們的著作中看出來。如朱天目先生為《戲劇大觀》作序雲：“《燕蘭小譜》、《長安看花志》流傳至今，未嘗廢也”“餘知斯篇一出，有周郎癖者，必且相聚而言曰：‘能與昔之《燕蘭小譜》、《長安看花志》先後媲美，並傳不朽者，舍此其誰。[15] ’”朱天目視《戲劇大觀》為“花譜”之後繼，以其能與有清一代“花譜”著作《燕蘭

154小譜》、《長安看花志》相提並論為榮耀。民初另一著作《清代聲色志》則更鮮明的表示出其創作動機源於清末“花譜”：“選色征歌，士大夫成為習尚，起于明季而沿及清代。優孟衣冠、花柳世界、道德淪喪、風俗淫靡酣嬉。曆二百餘年，亦談風月者之好資料也。”“品花之志、談劇之書，作者紛出。美人有金剛之號，名優尊貝勒之稱。編者就數十年之見聞，征數十家之記載，大同小異、並蓄兼收、實錄敢雲、大觀差詡[16]。”此外，清末“花譜”著作具有較高的史料價值，這為民初劇論家們認識清朝劇壇之概貌，研究戲曲班社、各劇種的發展與興衰等提供了有益的資料。如瘦碧《耕塵舍劇話》[17]即引用《燕蘭小譜》、《夢華瑣簿》中的資料，考述四大徽班之歷史沿革、昆亂相互消長等現象。同時，“花譜”對當時劇壇風雲歷史的真實記錄之精神亦為民初劇論家們所承繼。這主要體現在，民初劇論家們的劇評亦成為我們今日認識當時劇壇情況的重要史料。並且，這種求實精神已成為他們的一種自覺追求，如穆辰公寫作《伶史》的動機即是“純自社會著眼，而於近代梨園之變遷，選色徵歌之風氣尤為特特表出，以存一代之真相[18]。”民初劇評在接受晚清“花譜”文化影響的同時，與晚清“花譜”亦有所不同。首先，從深層的創作動機來看，民初劇論家們視戲劇評論為一項事業。晚清“花譜”作者多是傳統的文人才子，他們由於仕途不順，才把興趣轉移到戲場歌樓、詠花評花上，抒寫一己的抑塞之懷。“花譜”作品主要是文人才子們消遣娛樂的產物。而民初劇評家們大多接受過新式教育，具有西方的科學啟蒙思想，他們把戲劇評論當做一項事業去做，希冀以戲劇評論指導伶人的演出，補助社會教育，推動中國戲劇的發展。如《伶史 •劉序》載：“雖然穆子之著《伶史》，人多為穆子惜，而余獨為穆子豪。……誠以優孟衣冠，現身說法，關乎世道，系乎人心，影響至钜，責任綦重[19]。”其次，從劇評家的構成來看，職業化的創作隊伍已經形成。“花譜”創作者並不固定，他們多是久客京師、流連都下的外地人，於進京應試之際順帶創作“花譜”。而民初的劇評家多是一群職業化的創作隊伍，他們長期從事戲劇評論工作。如劉豁公、馮叔鸞、周劍雲、鄭正秋、馮小隱等從民初開始創作劇評，一直到 40 年代的劇評界仍然可以看到他們的身影。從一定意義上說，劇評是他們的長久愛好與職業。再次，在戲劇品評標準方面，強調戲劇批評的客觀公正。“花譜”的創作者們在品評伶人時，總會有自己的偏愛，以一己的喜好決定“花譜”的排名。而民初的劇評家們則宣導“真批評”，重視劇評的客觀公正性。即使是模仿晚清“伶選”的民初“四大名旦”征選活動，已不能僅憑劇評者們的一己之好，而是本著公正客觀的原則，向群眾徵求意見，集多家見解始評選而出。劉豁公在《戲劇月刊》第 3 卷第 4 期的“卷頭語”中寫道：“梅、程、荀、尚‘四大名旦’的聲色技藝，究竟高下若何，那是一般的顧曲周郎都很願意知道的。我們編者本可以按著平時觀劇的心得，做一個忠實的報告，但恐個人的見解，不能代表群眾的心理，為此懸賞徵文，應集諸家的評論，擇優刊佈，以示大公[20]。”這種公正客觀、不假私利的品評標準在今日仍有價值。最後，從時代特色來看，民初劇評具有濃重的功利色彩與商業氣息。晚清“花譜”作品中蘊含更多的是名士風流的欣賞與把玩心理，內容更偏重於審美情趣，風花雪月裏多少還浸染著名士才子任情而動、隨意揮灑的況味。而民初的劇評雖然也蘊含著作品的審美價值，但更多的帶有功利色彩與商業氣息。其功利色彩即前文所述的民初劇評家們注重戲劇評論補助社會教育的工具性價值。其商業氣息則表現於刊物的銷行中，民初劇評家們無論是靠劇評文章的投遞，還是靠戲劇刊物的編輯謀求生存，勢必都要注重劇評的商業性價值，以滿足市民的需求為創作出發點。民初劇評興盛的主要原因之一是源於晚清“花譜”文化的流風遺韻。其在品評內容、品評效應、

155張芳民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析表面動機等方面明顯的承襲了晚清的“花譜”創作。但是在深層創作動機、劇評家構成、品評標準等方面都有了全新的特徵與時代色彩，所蘊含的內容也更為豐富。由此可見，民初戲劇理論正是在承繼傳統文論的基礎上不斷創新與變革，才為現代戲劇理論的建立奠定了基礎。3 西學東漸、現代傳媒與民初戲劇理論近代文論在由古典向現代的歷史轉型過程中，不但文論的整體格局發生著變化，各文體內部也發生著藝術的嬗變。首先，從整體格局來看，戲劇理論由文論的邊緣向中心移動，成為近代文論最顯著的變化特徵，而現代意義上的戲劇理論形態也由此萌生、發展。對於近代戲劇理論的這種形態轉變，主要是基於梁啟超提倡的“戲劇界革命”與辛亥革命的政治因素與西學東進之風的影響，使得戲劇的地位得到了空前提高，戲劇具有了補助社會教育、開啟民智的強大作用，再不是“小道”。由此一大批國學根底深厚的有識之士投入戲劇理論研究行列，帶來了民初戲劇理論的繁盛局面。其次，從文體內部來看，近代報刊業的興起與西學東漸浪潮的席捲，推動了民初劇論家們在身份職業、創作心態、創作形式、創作內容、理論水準、創作效果等方面的近代轉型，也為宣揚中國戲曲傳統文化提供了輿論陣地。第一，從劇論家們的身份轉換來看，他們已由純粹的創作主體，轉變為創作和傳播兼任的混合主體。民初的劇論家們大多出生於晚清，而晚清內憂外患不斷加深，種種危機促使國人向西方學習。在西方發達的科學文化的衝擊下，他們日益認識到了中國傳統的儒家學說及其封建教育、科舉考試等欠缺實效的弊端，於是開始追求實用的知識。1905 年，“科舉制度的崩潰，使得廣大讀書人與舊的管道斷絕聯繫，大量舊讀書人被拋擲出來，成為‘自由流動的資源’（free floating resources），它們從儒家正統及官方意識形態飄離，尋找新的‘成功的階梯’（ladder of success），而漸成氣候的新思想提供了一個‘階梯’，吸引許多前途未定的年青人”[21]。此外，有識之士認識到向廣大民眾傳播“新思想”，正是啟蒙的重要內容。而啟蒙思想的最佳傳播利器乃是當時最新興的媒體——報刊。而成長於這一大時代背景下的民初劇論家們，他們自然的接受了中西雙重教育，並且紛紛投入報界，與媒體迅速結合。在這一結合過程中，他們身份發生了巨大的轉換，那就是由純粹的創作主體，轉變為創作和傳播兼任的混合主體。這也就是為何民初劇論家們大多從事報刊編輯或撰稿人的原因之一。第二，從他們的創作心態來看，他們身份的變化必然帶來他們的戲劇觀念、戲劇理論創作心態的變化。這種變化就是本文第一章第三節所論述的民初劇論家們亦新亦舊、亦商亦儒的身份特徵。他們混合了傳統文人、現代知識分子、報人、商人等多重人格特性，是民初特定時代中的特定人物。而這種矛盾混合的人格特徵也決定了他們的戲劇觀與文學觀：戲劇小道與主文譎諫並驅、娛樂與社會功能兼備、文藝價值與商業價值共存。第三，從創作形式上來說，適應時代發展要求的“劇評”這一文論形式迅速興起。現代傳媒既推動了戲曲傳播與發展，也變革了戲劇理論的創作形式。報刊一般定期出版，多採用機器印刷，與以往相比，大大的縮短了出版時間，也縮短了劇論家們字斟句酌的時間。一方面時間的縮短已經不允許他們作引經據典、發微考證之劇論文章，另一方面報刊的定期出版的時效性特徵與面向大眾的通俗性特徵，使得報刊雜誌傾向於需求那些具有時效性、新聞性、通俗性的作品，而非晦澀難懂的考據作品。如王國維譯的頗具學術價值的伯希和《近日東方古言語學及史學上之發明與其結論》一文，送《東方雜誌》，“競遭點額”[22]也就在情理當中了。因此，適應時代發展要求的“劇評”這一短小精悍、時效性與通俗性兼備的文論形式迅速興起，並蔚為大觀，周劍雲語“國中大小報紙幾無不列評劇一欄”[23]正是劇評這一文論形式興盛的表現。劇評的迅猛崛起，對戲曲

156藝術的繁榮無疑會起到促進作用。第四，從創作內容上來說，民初劇論注重追求戲劇的現實指導性意義與系統性框架的構建。一方面，以時效性見長的劇評大多針對當時舞臺演出的實際進行評論，對演員、劇作家、觀眾的影響都是深刻的。劇評家們憑藉自身的深厚學識與中西貫通的開闊眼光，在報刊雜誌上指陳戲劇演出、創作等方面的弊病，切實的指導著當時的戲劇創作與舞臺實踐。另一方面，西方文論、劇論的科學性、系統性、理論性優勢，也使得民初的劇論家們向西方學習，努力構建中國劇論的系統性框架，在戲劇本體論、戲劇史論、戲劇功能論、戲劇改良論、戲劇音樂論、戲劇表演論、戲劇編劇論、戲劇觀眾論、戲劇批評論、甚至劇種、票友、臉譜等方面均有所建樹。民初劇論家們這種追求戲劇理論科學性、系統性、理論性的精神與努力最終為中國傳統戲劇理論批評的近代轉型奠定了基礎。第五，從理論水準上來說，民初的劇論實踐性、理論性並重，對比傳統劇論，民初的戲劇理論水準已經有了質的飛躍。傳統的劇論家多對案頭劇作予以品評，且多為印象式、即興式評點，缺乏理論深度。而民初的劇論大多發表於報刊雜誌，報刊要面向普通大眾，這就要求劇論家們不能僅僅研究戲劇作品本身，還要從舞臺實際出發，對演員、劇作家、觀眾予以全方位的指導。因而其理論自然更有針對性與實踐性，更接近戲曲的本質特徵。正如程華平在《中國小說戲曲的近代轉型》中所說的：“理論批評在報刊雜誌上發表，脫離了對作品的依附，這也使得理論批評脫離了對具體作家、作品研究的模式，將小說、戲曲創作中的諸多問題上升到理論的高度，作出抽象的、專門的分析與研究，從總體上把握其本質，這種變化有利於向理論深度的發展，有利於揭示小說戲曲的本質特徵，有利於小說戲曲理論批評的系統性、完整性。這種變化說到底是離不開近代傳播媒介給它提供的基礎的[24]。”此外，西方科學思想的傳入，使得人們認識到戲劇是一門專門學問，而非依附於其他文體的“小道”。由此，一批學識淵博之士開始致力於中國戲劇的研究，如王國維、吳梅、姚華、齊如山、謝無量、楊塵因、馮叔鸞等。他們深厚的國學根底加之對西方文論的有效吸收，從而為民初戲劇理論具備一定理論深度奠定了基礎。其中運用西方戲劇理論來研究中國戲劇最傑出的代表即是王國維。王國維以叔本華的“生命意志說”為出發點，以叔本華的悲觀主義為理論支柱，闡發他的悲劇觀。他在 1912年著的《宋元戲曲史》中說：“明以後，傳奇無非喜劇，而元則有悲劇在其中。就其存者言之：如《漢宮秋》、《梧桐雨》、《西蜀夢》、《火燒介子推》、《張千替殺妻》等。”並說關漢卿《竇娥冤》、紀君祥《趙氏孤兒》“即列之於世界之大悲劇中亦無愧色也[25]。”王國維運用西方的美學理論來分析、研究中國古代的戲曲，而黃遠生則直接將西方的戲劇理論介紹給國人，在綜合比較中提出他對於戲劇認識的理論觀點，以促進戲劇的革新。其他劇論家們的著作中亦無不體現出西方劇論的影響。最後，從他們的戲劇理論創作效果來看，報刊雜誌作為直面市民大眾的文化媒介，使得劇論家的理論成果傳播範圍更廣，傳播速度更快，因而其影響範圍也更大、效果也更好。民初劇論家們借助報刊這一新興媒體，迅速便捷的與民眾溝通，向民眾傳播戲劇新思想與新理論，很好地提升了民眾的劇學知識與欣賞水準，有效塑造了大眾傳播的客體：受眾（即觀眾及讀者）。此外，報刊在向市民大眾輸送戲曲理論知識的同時，也為戲曲觀眾提供了討論戲曲藝術的平臺。報刊雜誌的這種開放性逐步使其成為廣大市民參與文化活動的一塊“公共領域”。報刊雜誌借助市民大眾的推動力以及自身的採集、發行網路完成了向“公共領域”的轉化，同時也塑造了大眾傳播的主體：傳播者（即劇評家）。民初是中國古典劇論向現代急遽轉型的時期，儘管促成其轉型的有政治、經濟、社會、文化等多重因素，但傳播媒介的變革和西方文論的影響

157張芳民初戲劇理論思想體系構建及其近代轉型之原因探析則是至關重要的。在西學東進浪潮中崛起的近代報刊雜誌業的勃興，突破了傳統戲劇理論狹隘的運行機制，以其時效性、普遍性與針對性，使得民初劇論迅速走到文論舞臺的中心，成為文化生產與消費的核心樣式之一。而現代傳媒與西學東進的雙重影響，促成了劇論家們在身份職業、創作心態、創作形式、創作內容、理論水準、創作效果等方面的近代轉型，進而促成了中國古典文論的近代轉型。此外，民初戲劇理論對現代傳媒的充分運用和西方先進文化的積極吸收極大的推動了民初戲劇的傳播與發展，帶來了戲劇理論研究的繁榮。面對當今戲劇所面臨的困難局面，如何運用新興媒體和多元文化去推動戲劇發展，尋求戲劇再次繁榮發展的出路，這其中的經驗值得我們借鑒。參考文獻[1] 張次溪《燕歸來簃隨筆》，《清代燕都梨園史料》下，第1243頁.[2] 王衛民《吳梅和他的世界》，河北教育出版社，2002.第7頁.[3] 梅蘭芳《舞臺生活四十年》，第一集，中國戲劇出版社，1961，第113頁.[4] 《梅蘭芳》，上海梅社，1918.第33頁.[5] 歐陽予倩《談文明戲》，《中國話劇運動50年史料集》1輯，中國戲劇出版社，1985年版.第81、82頁.[6] 瀛仙《女伶之發達》，《申報》1912.9.12.第九版.[7] 劍雲《戲劇改良論》，《鞠部叢刊》，交通圖書館1918年。 [8] 鄭鷓鴣《記久記票房丁巳年演劇助震之始末》，周劍雲編《鞠部叢刊》，交通圖書館1918年。 [9] 么書儀《晚清戲曲的變革》，人民文學出版社，2006.3.第330-331頁.[10] 《日下看花記》，《清代燕都梨園史料》上冊，中國戲劇出版社，1988.第74頁.[11] 《日下看花記題詞》，《清代燕都梨園史料》上冊，中國戲劇出版社，1988.第74頁. [12] 吳興朱天目《序戲劇大觀》，《戲劇大觀》，上海交通圖書公司，1918.2.[13] 劉豁公《上海竹枝詞》，上海竹枝詞.雕龍出版部， 1925.05.[14] 《丁年玉筍志》，《清代燕都梨園史料》下冊，中國戲劇出版社，1988.第329頁.[15] 吳興朱天目《序戲劇大觀》，《戲劇大觀》，上海交通圖書公司，1918.2.[16] 《清代聲色志凡例》，上海進步書局，1915.[17] 瘦碧《耕塵舍劇話》，《申報》之《宣南劇話》專欄，1916.4.22.十四版。[18] 穆辰公《伶史》,漢英圖書館.1917.5.[19] 《劉序》，穆辰公《伶史》,漢英圖書館.1917.5.[20] 劉豁公《戲劇月刊》，第3卷第4期“卷頭語”. [21] 王汎森《中國近代思想與學術的譜系》,河北教育出版社.2001.第254頁.[22] 王國維《致羅振玉》，《王國維全集•書信》，中華書局1984年版，第294頁。[23] 周劍雲《三難論》，《鞠部叢刊》，上海交通圖書館，1918.[24] 程華平《中國小說戲曲的近代轉型》,華東師範大學出版社.2001.第272頁.[25] 王國維《宋元戲曲考》,《王國維戲曲論文集》.第85頁.校園活動科大捐款為地震災民獻愛心師生同唱為雅安蘆山送祝福四川雅安7級地震，牽動著全校師生的心。大學校領導向四川籍的本科生、研究生及校友了解情況，致以親切慰問。學生會在校園多處設立捐款箱及愛心捐款攤位，為災區籌款。學生會義工團於4月23日組織送出5000元的物資到災區。4月22日～24日，科大師生、教職員、校友會聯合總會、科大醫院及學生會共籌得善款澳門幣柒萬陸仟餘元送交澳門中聯辦。同時，爲了給蘆山祈福，由澳門科技大學校園文化建設委員會主辦的“天佑雅安同唱祝福”的關愛活動4月26日晚在大學A座大堂展開。活動一經發起便得到科大師生的積極響應與支持，當晚師生自發到場參與，出席者穿着黑色或素色衣服參與活動，大家獻上紙鶴鮮花，在簽名板上寫上祝福語，師生共同高歌，以歌聲關愛雅安，祝福雅安，緬懷因地震死去的同胞，祝願四川雅安受災同胞早日正常生活，平安快樂。

158 2012，6（2）學術動態中藥質量研究與創新藥物研究高峰論壇在澳科大隆重舉行由澳門科技大學主辦，澳門基金會、科學技術發展基金和安捷倫科技有限公司協辦的“中藥質量研究與創新藥物研究高峰論壇（2013•澳門）”於4月16～17日假澳門科技大學舉行。來自兩岸四地、美國和韓國的30多位知名專家和年輕學者以及本澳中藥界和學術界人士共150多名出席了高峰論壇的開幕典禮。在開幕典禮上，劉良校長致詞說，澳門科技大學是一所文理並舉、充滿活力的年輕綜合型大學。經過13年的發展，已經成為澳門最大規模的高等學府，成為躋身於兩岸四地百強名校的最年輕大學。澳門科技大學基金會一直著力發展中醫藥，早在2000年建校之初，即創辦了中醫藥學院，隨後又建立了澳門藥物及健康應用研究所和科大醫院。目前，完整的中醫學和中藥學高等教育課程體系已經基本建立。2011年1月，國家科技部批准中藥質量研究國家重點實驗室在澳門掛牌,使大學成為國家重點實驗室的兩個依託機構之一，這為大學發展中醫藥研究注入了強勁動力。最近，大學已將澳門藥物及健康應用研究所升格為研究院，藉以加強創新中藥新藥研發和食品與藥品檢定服務工作。今後，大學將會充分把握質量和創新兩個關鍵，將發展優質中醫藥教育及研究繼續作為大學發展的重要方向之一。國家中醫藥管理局于文明副局長在致辭中說，中央政府對中醫藥工作進行了一系列重要部署，更加注重扶持和促進中醫藥事業發展。特區政府把發展中醫藥作為推動經濟適度多元發展的四大重點領域之一，國家也將推動澳門發展中醫藥納入《十二五發展規劃》。于文明副局長充分肯定了澳門科技大學在中醫藥的教育和研究方面所取得的顯著成績，並表示將繼續支持中藥質量研究國家重點實驗室的建設和發展。“中藥質量研究與創新藥物研究高峰論壇”是繼2012年“中藥質量與創新藥物學術研討會”之後的又一次中藥研究的學術盛會， 20多位演講者分別從中藥質量、中藥安全性和創新藥物研究的新思路、新技術、新方法、新進展、新成果等方面發表了高水準的學術報告，並深入地進行了討論。例如張伯禮院士全面介紹了中國內地中醫藥科學研究和中藥產業化方面的最新進展，指出了未來的發展方向；姚新生院士以其研究實例，詳細地闡述了中藥產品質量控制的重要性，認為特別需要建立中藥複方的質量控制技術、方法和標準；李連達院士闡述了中藥防治H7N9禽流感的應用策略與方法，指出要辯證論證，要早期用藥、合理用藥，要中西醫結合，從而降低死亡率；劉昌孝院士闡述了野生瀕危藥材的資源保護策略，認為應該加快建立中藥資源保護的技術標準，以及發展中藥分子鑒定新技術；蘇國輝院士報導了枸杞子對眼的退行性疾病的神經保護作用的分子藥理學研究成果；澳門科技大學校長劉良講座教授報導了位於IKK-beta 激酶分子上的一個抑制炎癥和關節炎的藥物結合新靶位的最新研究結果；美國Fred Hutchinson Cancer Research Center的Chu Chen教授報告了口腔癌基因表達譜鑒定和藥物干預靶標的最新研究進展；韓國首爾大學張日武名譽教授系統地介紹了紅參的質量控制方法與研究進展；台灣中國醫藥大學的吳永昌教授分享了抗癌新藥WYC-02的研發過程及其成就。中藥質量研究國家重點實驗室（澳門科技大學）的白麗萍博士、伍建林博士和李婷博士分別介紹了中藥活性成分的生物有機化學、中藥的LC-MS-NMR分析和紫草素的分子藥理學研究成果。會議期間，與會專家和參會者還參觀了中藥質量研究國家重點實驗室（澳門科技大學）。他們對實驗室的尖端儀器設備和管理以及科研成果表示了極大的讚許。澳門科技大學將每年舉行一次這樣的專題研討會。劉良校長說，科技進步和現代醫學的快速發展，各種新技術、新思路、新方法和新成果不斷湧現，爲中藥質量研究和創新藥物研發帶來許多機遇和挑戰。借此高峰論壇召開之際，各位專家學者共聚一堂，共同分享中藥質量和創新藥物研究的重要成果、發展趨勢和學術觀點，將大大擴展與提升這兩大研究領域的研究思路與方法。中藥質量研究國家重點實驗室（澳門科技大學）亦希望進一步凝煉目標，加強創新，力爭在一些關鍵技術領域取得跨越式進步。

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