回文对联篇1
【对联大全回文联】
中华传妙墨
人中柳如是
是如柳中人
楼望海海望楼
水连天天连水
脸映桃红桃映脸
斗鸡山上山鸡斗
龙隐洞中洞隐龙
响水池中池水响
黄金谷里谷金黄
凤落梧桐梧落凤
珠联璧合璧联珠
处处飞花飞处处
潺潺碧水碧潺潺
艳艳红花随落雨
雨落随花红艳艳
暮天遥对寒窗雾
雾窗寒对遥天暮
静泉山上山泉静
清水塘里塘水清
雪映梅花梅映雪
莺宜柳絮柳宜莺
秀山轻雨青山秀
香柏古风古柏香
风送花香红满地
雨滋春树碧连天
山空罩雾松堤曲
浦远笼烟柳径前
洞帘水挂水帘洞
山果花开花果山
脸映桃红桃映脸
风摇柳绿柳摇风
海上飞燕飞上海
江内行船行内江
河边赛车赛边河
湖南来宾来南湖
风摇柳绿柳摇风
雾锁山头山锁雾
碧天连水水连天，水天一色
明月伴星星伴月，星月交辉
面面有情，环水抱山山抱水;
妙墨焕中华——碑帖店对联
地满红花红满地,天连碧水碧连天.
回文对联篇2
【关键词】直流馈线柜联跳跳闸
【中图分类号】U231+.2【文献标识码】a【文章编号】1672-5158（2013）07-0264-02
一、故障描述：
联跳保护是直流牵引系统的一项重要保护措施。它是指同一供电臂双边供电的开关柜，当一台开关接收到故障跳闸指令后，同时向邻所对应开关发出联跳信号，使双边供电的另一台开关柜同时跳闸，将接触网从供电系统中及时切除，从而最大限度的限制短路电流的危害，达到保护接触网及变电所供电设备的目的。例如：07年7月8日8：31，因雷击造成接触网短路，中胜牵引所214开关大电流脱扣跳闸，同时向安德门212开关发出联跳信号，使安德门212开关联跳跳闸，将故障线路及时切除。
联跳回路故障就是双边联跳保护由于误动带来的故障。南京地铁1号线牵引变电所自投运以来，直流馈线开关发生多次因联跳误动作造成开关跳闸的故障。据统计，06年共发生7次，其中2次在运营时间内；07年发生8次，其中1次在运营时间内；08年发生5次，其中2次在运营时间内；09年发生6次，其中1次在运营时间内；10年发生5次，其中1次在运营时间内等。以上故障虽未对运营造成直接影响，但降低了接触网供电的可靠性、安全性。
联跳回路是由双边供电的两台开关柜的联跳接收和输出回路、区间联跳电缆及联跳出口继电器等组成。电路原理见图1。联跳接收和输出回路通过联跳电缆连接，正常时它是一个闭合回路，接入到联跳继电器K006的1、6端。联跳继电器K006正常时处于吸合状态。当联跳回路中有任一点开路时，联跳继电器释放使开关跳闸，完成联跳功能。
通过对近几年联跳故障的不断摸索、总结及研究，联跳故障多是因为闭合回路中某一继电器接点接触电阻过大造成。我们经过对联跳继电器内部电路（见图二）分析并模拟试验，发现当联跳继电器K006的1、6输入端输入电阻达到4.5千欧，该继电器释放使开关跳闸。也就是说只要这一闭合回路有任何一个继电器接点电阻大于4.5千欧，则开关必定跳闸。而且，由于联跳输入输出回路中各继电器本身状态并未变，所以本所无任何异常信号，只是相邻所收到“邻所联跳本所断路器”信号。
二、故障影响：
在非运营时间段发生联跳故障，采取积极措施后对运营无影响，在运营时间段发生该故障，将造成邻所馈线开关跳闸，若故障持续存在，造成邻所开关不能合闸，原双边供电变为单边供电。单边供电时，由于接触网分段绝缘器两端存在电位差，列车受电弓经过时会造成轻度打火，降低了供电可靠性。若要恢复双边供电必须切除联跳功能，但取消了该保护功能，一旦接触网发生故障时，则双边供电的两台开关只能依靠自身的电流保护来作用于跳闸，保护装置的灵敏性降低，不能在最短的时间内切除故障，降低了设备的安全性。
三、原因分析：
1、联跳回路中各继电器常开及常闭接点氧化造成接触电阻变大是造成联跳误动作的主要原因，尤其是越区刀闸操作后更易发生。因越区刀闸操作时，刀闸从分位-合位-分位的操作过程中，联跳回路转换继电器K086、K089有一个释放-吸合-释放的状态变化。亦即是说，原来联跳回路中的某一继电器从常闭转化为打开再到常闭，此时该继电器常闭点接触不良。
究其原因，主要是联跳出口继电器的输入端的开路电压只有1伏左右，这么低的电压不可能击穿继电器接点上的氧化层，所以接点一旦氧化或灰尘吸附，只能进行更换。另外，我们分析也可能该类继电器（型号C4-a40，DC220V，图尔克tURCK公司生产）的接点常闭状态下弹簧压力较小，造成接触电阻过大造成。（而常开接点是靠线圈电磁力吸合的，故接触压力较大）。
2、环境的影响。由于大多数牵混所靠近轨行区，列车运行带来的振动会造成开关柜内部接线端子及继电器接点的松动。一旦各接点电阻达到上述4.5千欧的临界值，必然造成联跳动作，导致开关跳闸。如06年12月18日14：40，安德门211开关联跳动作跳闸，就是因为安德门牵混所端子柜内的X006端子排的9号端子松动造成。此外，联跳回路继电器与继电器座之间接触不良造成回路阻值变大也造成联跳回路误动作多次。
四、处置对策过程：
发生联跳故障时，我们要分别检查本所的联跳接收回路和邻所的联跳输出回路。因为联跳输出回路接点多，所以我们应把重点放在邻所对应开关的联跳输出回路上。
在非运营时间内，我们可以对输入输出回路的电阻值进行测量。一般的联跳输出回路的阻值应在几欧以下，联跳输入回路因含有区间联跳电缆的阻值，所以根据两变电所的距离长短一般为150-200欧。当联跳输出回路阻值达十欧以上我们即可判断该回路存在问题。再逐步查出是哪一点阻值过大，对其进行紧固或更换相应继电器。
在运营时间内发生联跳故障，我们应首先赶至联跳故障跳闸的变电所或其对应的邻所，切除联跳功能，待运营结束后再查找处理。以免查找处理时造成其它开关柜跳闸。
五、预防措施：
1、检修中要加强对联跳回路的测试。既要保证在接触网故障时，联跳回路能及时向邻所发出联跳信号，也要保证在正常运行时，联跳回路不会误动。要定期测量联跳回路的阻值，发现阻值偏大的继电器或继电器座要给与更换。
2、检修时要对各端子排进行紧固，对于振动较大的场所，所有接点都要认真检查紧固，不能遗漏。
3、定期进行越区供电方式的切换试验，及时发现越区
供电时联跳回路转换继电器K086、K089的缺陷，及时处理。防止在紧急状况下启用越区供电时联跳回路故障造成故障扩大及延误。
六、类试故障处理对策：
发生联跳时，首先要确认相邻所有无发出联跳信号。若相邻所发出联跳信号，说明联跳回路正常；若相邻所未发出联跳信号，但本所受到联跳信号且对应开关跳闸，说明是联跳回路故障造成。按照上文所述处理。
参考文献
[1]朱济龙主编，《城市轨道交通车站机电设备》机械工业出版社，2012-9-1
回文对联篇3
摘要：对联是诗词的派生物，在其流传和大量运用的过程中，避免不了会与诗词之外的其他文学样式产生联系。明清之际小说繁荣，吸收了大量其他的文学形式，如诗歌、史传等要素，而作为与现实生活联系紧密的对联艺术自然也被纳入小说创作中。
关键词：对联；小说；明清
中图分类号：i207.6文献标识码：a文章编号：1006-026X（2012）04-0000-01
小说和对联都拥有广泛群众基础，小说中的对联，涉及广泛，包罗万象。它反映了百姓的生活,记载着社会的发展、历史的变迁,并推动了文学的发展和繁荣。
对联形式灵活，声韵和谐，蕴涵着丰富的人文精神，是中国传统文化的一个缩影。从对偶形式看，对联可分为言对、事对、正对、反对、工对、宽对、流水对、回文对、顶针对等。本文试举几例说明。
一、言对
醉里乾坤大；壶中日月长
此联出自《水浒全传》第二十九回“施恩重霸孟州道，武松醉打蒋门神”。武松被发配到孟州后，来到快活林。只见丁字路口一个大酒店，檐前望竿酒望子上写着“河阳风月”，门前插在绿油栏杆上的两把销金旗上书此联，横批是“不醉不归”。像这样工整的词语对仗，称为言对。
酒家门前的对联，另如《警世通言》第二十卷“计押番金鳗产祸”中的一联：
酿成春夏秋冬酒；醉倒东南西北人
周三杀了计押番夫妇，来到镇江府，找个客店住下了。没事到街上闲走，看见一家酒店门前招子上写有此联。
以上二联语义简明直观，更与当时社会环境紧密切合，增添了小说的韵味和情趣。
二、事对
事对即典故对典故，通过引用历史故事作类比，借古喻今，古为今用。《警世通言》第四十卷“旌阳宫铁树镇妖”中：
赵氏孤儿，切齿不忘屠岸贾；伍员烈士，鞭尸犹恨楚平王
得道成仙的许逊为民除害欲斩孽龙，无奈苦战多次，不得取胜。后来孽龙化作人形，进学馆当先生去了，许逊找到这儿，见到壁柱上有此联，全联透露出孽龙复仇怒火之旺。
玉在椟中求善价；钗于奁内待时飞
此联出自《红楼梦》第一回“甄士隐梦幻识通灵，贾雨村风尘怀闺秀”。此联乃贾雨村自命不凡，自比作装在匣内的美玉和玉钗，影射其等待时机飞黄腾达的愿望。
三、正对
正对,就是上下联的内容相关或相似,从不同的角度来共同说明同一事理,内容上互为补充的对联。如《儒林外史》第七回“范学道视学报师恩，王员外立朝敦友谊”中，荀玫在考试取得可喜成绩后来到旧学堂拜见老师的长生牌位，在堂屋中间墙上看到了老师亲笔写的一副对联：
正身以俟时；守己而律物
这则铭言以格言入联，讲励志修身,内容紧密关联。再看出自《三国演义》第七十七回“玉泉山关公显圣，洛阳城曹操感神”中的一联：
赤面秉赤心，骑赤兔追风，驰驱时，无忘赤帝
青灯观青史，仗青龙偃月，隐微处，不愧青天
蜀汉名将关羽，对刘备赤胆忠心，骁勇善战，威震华夏，后来被孙权所杀。死后被封为神，出处显圣护民，老百姓感恩戴德，建庙致祭，此联悬于关公庙前。这副对子对仗工巧，展现了关羽的忠义双全。
四、反对
把意义相对或相反的词放在一起产生一种矛盾统一的趣味就叫反对。反对的二句内容互相映衬，意思相反相成。正如刘勰在《文心雕龙・丽辞第三十五》中所云：“反对者，理殊趣合者。”《西湖佳话》“放生善迹”中有一联：
何须有路寻无路；莫道无门却有门
此联仿佛家偈语撰成，上下联“无”与“有”一对相反词语的运用，互文足意，意思是出家有门。运用回文的艺术手法，利用次序的往复，交叉构成对仗。上联反问，下联否定，设计精巧，构思绝妙。
《红楼梦》第二回“贾夫人仙逝扬州城，冷子兴演说荣国府”有一副对联：
身后有余忘缩手；眼前无路思回头
身后即死后。回头指改悔以前所为。这幅对联意在戒贪，颇见作者匠心。“有余”、“无路”，辞反而义同，对反手法的运用使得对联错落有致、意趣相协，蕴含哲理。
五、流水对
流水对上下联合成一句，各自不能独立成句。如《警世通言》十三卷“三现身包龙图断冤”的一联：
要知三更事；掇开火下水
包拯任知县，明察秋毫，能剖人间暧昧之情，能断天下狐疑之狱，这一日他忽得一梦，梦见自己坐堂，堂上贴着这副对子。包拯由此破了一案。一副对联使故事发生微妙的转折，情节波澜横生。又如：
净慈灵隐三天竺；不及阎妃好面皮
此联出自《西湖二集》第二十八卷“天台匠误招乐趣”。宋理宗皇帝的宠妾阎贵妃为建造集福将寺，搅得百姓鸡犬不宁。百姓对此愤愤然，在法堂的鼓上大书此联。作者以联对的形式达到增强情感表达的效果。
六、当句对
当句对是句中自对，内部分句自成对偶。如《泣红亭》第十三回“妙鸾遁身入白云，绿野喷香化黄丘”中,大殿正门上有“白云芳里”四字匾额，两旁有此联：
残月寒风晨钟暮鼓；芳草净花心香慧灯
心香是佛教语，比喻以虔诚的心意焚香。作者将四组名词巧妙联接起来，整合成一副虚实相生的对联。各联中两两相对，有限的字数却涵盖了八个意象，且无拼凑痕迹，自然贴切。
细柳何细哉，眉细，腰细，凌波细，且喜心思更细
高郎诚高矣，品高，志高，文字高，但愿寿数尤高
此联出自《聊斋志异》卷七“细柳”。全联在修辞上别具特色，同时运用了设问、层递、迭字等多种修辞手法，这样构思既强调了联语的主题，显示出夫妻二人的纯真感情，也使联语如珠走玉盘、利落宛转，展示了汉语言的声律美、节奏美。
对联是一种具有高度概括性和雅俗共赏实用性文体，透过这些字数灵活的一副副对联，既可以折射出与时俱进的时代特色，又能体现著书人的智慧和巧趣。它可歌可讽，亦庄亦趣，为小说增辉添彩。
本文为2011年度江西师范大学研究生创新基金项目“明清小说中的对联”（YJS2011071）的研究成果。
注解
①春秋时，晋国权臣屠岸贾残杀赵盾全家，并搜捕孤儿赵武，赵家门客程婴与公孙杵臼定计救出孤儿，由程婴抚养成人，报仇雪恨。
②伍员即伍子胥，春秋楚人。父伍奢、兄伍尚都被楚平王杀害，子胥奔吴，辅佐吴王伐楚，得胜后，掘开平王墓，鞭尸三百。
③典出《论语・子罕》：“子贡曰：‘有美玉于斯，韫椟而藏诸？求善贾而沽诸？’子曰：‘沽之哉！沽之哉！我待沽者也。’”
④出自郭宪《洞冥记》。传说汉武帝时有神女留下玉钗，昭帝时有人打开匣子，只见玉钗化为玉燕升天飞去。
⑤［南朝梁］刘勰著，范文澜注《文心雕龙注》（下），人民文学出版社2006年版，第588页。
参考文献：
［1］梁章钜.《楹联丛话》［m］.北京：中华书局.1987.
回文对联篇4
[关键词]核相；向量图；对应法
中图分类号：tH文献标识码：a文章编号：1009-914X（2014）31-0363-02
引言
核相指在二路电源电力系统电气操作中用仪表或其他手段核对两电源或环路相位、相序是否相同。也就是在实际电力的运行中，对相位差的测量。新建、改建、扩建后的变电所和输电线路，以及在线路检修完毕、向用户送电前，都必须进行三相电路核相试验，以确保输电线路相序与用户三相负载所需求的相序一致。
在第二路电源投入时，一定要与第一路电源进行核相。否则相位或相序不同的交流电源并列或合环时，将产生很大的电流，巨大的电流会造成电气设备的损坏[1][2]。
对于新投产的站用变压器，必须进行相位、相序核对后方能并入系统。在核相测量结果异常时，须做具体相量分析，在分析时若忽略了Yd11变压器降压过程中产生的角差，按照常规思维进行判断，将步入误区。
一、启动前运行方式
余吾煤业公司污水处理站新投入的400KVa箱式变压器准备启动，启动前运行方式为：箱式变压器i回路，上级电源由110KV变电站846#高开提供，污水处理站10/0.4KV变电所905#高压开关柜下线供电；箱式变压器ii回路，上级电源由110KV变电站853#高开提供，污水处理站10/0.4KV变电所905#高压开关柜下线供电。905#高压开关柜、906#高压开关柜下线分别带有800KVa箱变，均有负荷。箱式变压器i回路启动时合上污水处理站10kV变电所母联，将800KVa箱式变压器i回路负荷倒到ii回路，防止400KVa箱变启动时变压器产生涌流波及上级110KV变电站高压开关跳闸；400KVa箱式变压器ii回路启动时操作步骤亦如上。将400KVa箱式变压器高压送电后对三相交流电压进行核相；无误后再对400KVa箱式变压器低压侧三相交流电压进行核相。400KVa箱式变压器两侧变压器型号一致。
二、异常发生的过程
当400KV箱式变压器高压侧三相交流电压核相无误后，对低压侧进行第一次核相时，测试的结果见表1。
核相完成后查看测试记录，发现核相结果异常。检查箱变高压侧接线正确，因此怀疑低压侧相序错误，要求污水处理站变电站停电，对箱变ii回路母联低压侧相序进行更改。停电后将箱变ii回路母联低压侧a、C相对调。更换相序完成后继续进行启动，进行第二次电压二次核相，测试结果见表2。
查看测试结果仍然异常，且出现460V的电压值。经过认真的思考和总结，在第一次核相的基础上，进行二次三相接线整体向左平移，终于把低压相序调换正确。
三、原因分析及向量解决法[3]
由于箱变i回路母联低压侧的相序已经核对过是正确，核相时也是以箱变i回路母联低压侧电压为基准。因此造成核相不正确的原因有：箱变ii回路母联低压侧接线相位接反；箱变ii回路母联高压侧一次侧接线相位接反。经检查箱变ii回路母联高压侧接线无误，可排除原因一。
在第一次核相时，对测量数据进行分析，由于变压器为Yd11型，在正序情况下，低压侧电压顺时针超前高压侧电压30°，画出相量图见图1。图1中#1站变压器高压侧三相电压分别为：Ua1、UB1、UC1，#1站变压器低压侧三相电压分别为：UaY1、UBY1、UCY1。#2站变压器高压侧三相电压分别为：Ua2、UB2、UC2，#2站变压器低压侧三相电压分别为：UaY2、UBY2、UCY2。*
从图1中可以看出UaY2的相位与UBY1的相位基本重合，电压差接近于0V，而UaY2的相位与UCY1、UaY1的相位分别相差120°和240°，因此箱变ii回路母联低压侧a相，相对于箱变i回路母联低压侧C相和a相的电压差，可根据相量的叠加，得出几乎接近于线电压380V。分析结果表明，箱变i回路母联低压侧的相序正确而相位错误，把应接为a相的电缆接到了B相，而B相和C相的接线刚好顺时针旋转了120°。
在第一次核相不正确后，检修人员按照常规思维误认为箱变ii回路母联低压侧相序错误。于是将箱变ii回路母联低压侧a、C相对调，这样就造成了a、B、C三相反序，低压侧电压逆时针方向超前高压侧电压30°，相量图见图2。/n）]n/l3m！n'Z0S5o+s9＼
从图2中可以看出，箱变ii回路母联低压侧a相电压UaY2的相位变为滞后于箱变i回路母联高压侧a相电压Ua1相位30°，滞后于箱变i回路母联低压侧a相电压UaY1相位60°，因此箱变ii回路母联低压侧a相电压UaY2与箱变i回路母联低压侧a相电压UaY1的电压差为220V，同理箱变ii回路母联低压侧a相电压UaY2与箱变i回路母联低压侧C相电压UCY1的电压差也为220V，而箱变ii回路母联低压侧a相电压UaY2与箱变i回路母联低压侧B相电压UBY1，由于相位相差180°，因此其电压差为440V。相量图见图3。
图3箱变ii回路母联低压侧a相电压相对于箱变i回路母联低压侧a相、B相、C相电压的相量图。
四、对应法
核相不正确可以利用常规方法-向量法来解决，这里仅介绍个人在核相时的经验方法――对应法：由于在核相时，两段a、B、C三相分别一一对接，如图4所示；这个时候核相结果为：aC一项为0V，其余两相为380V。基于箱变i回路接线柱不动，ii回路接线柱为动态，相序不正确的情况下，对ii回路接线进行调动，由三相接线一一对应原则进行调节，如下图5所示：
因此，箱变ii回路中，a相应为蓝色电缆，B相为黄色电缆，C相为红色电缆。由对应法可知，在核相时，如果能得到一组0V电压的情况，根据i回路定子接线柱和ii回路转子接线柱一一对应关系即可得出剩余两相的对应项。
五、结论
对余吾煤业公司污水处理中新投入的400KVa箱变核相时出现的问题进行了详细的分析和解决方法，并提出了个人的经验方法――对应法，为以后工作中的核相处理做出了一定的参考。
参考文献
[1]何连兵.实用的电力系统核相方法[J].农村电气化，1998（8）：11-12.
[2]邓贻名.电力系统核相分析与应用[J].农村电气化，2009（3）：22-24.
[3]张文，郝向军.10KV电力系统pt核相[J].科技风，2012（6）：57-57.
回文对联篇5
1.创新网络“结构洞”与输出型开放式创新之间的关系。输出型开放式创新是指企业向外部“释放”、授权或者出售创新信息和技术知识，实现创新成果商业化的创新模式。企业通过主动地溢出或者出售“于己无用”的冗余技术知识给其他组织，不仅可以缓解自身进行创新成果商业化的压力，而且还可以获得可观的技术转让收益。根据企业向外部输出知识的过程中是否存在经济交易，输出型开放式创新可分为授权和免费释放两种。授权是指企业通过将自身的研发成果出售或者授权给其他组织的方法，来实现新创技术和创意的商业化的过程。免费释放是指企业将内部的技术知识、创新信息和资源无偿输出到外部环境中，而不追求任何直接的经济回报。
企业的创新绩效受到其在创新网络的结构洞的影响（Burt，2004；Zaheer&Soda，2009；inseadaVS.，2006；Shipilov&Li，2008）。“结构洞”是指社会网络中的“洞隙”，这些“洞隙”的存在导致网络中的行为主体之间不能直接建立连接或者行为主体之间的关系出现中断（Burt，1992）。一些学者认为，结构洞能够为网络中的聚焦节点带来信息优势和控制优势：一方面，结构洞是信息流动的缺口，占据结构洞的网络节点企业更有可能获取更棒的新创意、更多的异质性信息（Gargiuloetal，2009）。另一方面，“结构洞”企业可以凭借自身的“中介”地位和信息优势，扮演网络中信息交换的搭桥机构或组织。横跨不同企业间的“结构洞”可以使网络节点企业获得操纵其他互不相连企业之间信息流动的优势，进而迫使它们让步或者竞争（Burt，1997）。
笔者认为，输出型开放式创新不仅可以缓解企业自身进行创新成果商业化的压力，而且还“激活”了大量被企业闲置的“无用”技术，为企业获得更多的研发回报。创新网络的结构洞有利于企业准确识别和甄选技术需求方，推动技术快速转移。因此，在企业的输出型开放式创新过程中，合理占据创新网络的结构洞并对其科学管理将有利于快速、有效地实现企业技术成果的外部商业化。基于此，本文提出如下假设：
假设la预期创新网络结构洞对授权具有正向的促进作用。
假设lb预期创新网络结构洞对免费释放具有正向的促进作用。
2.创新网络强联系及其中介作用。强联系（strongties）是某一联系中所包含的频繁的、亲密的、互惠的联系状态（Reagans&mcevily，2003；Lechneretal.，2010）。强联系对企业创新绩效的积极作用主要体现在三方面：第一，强联系有利于促进信任的形成，增强合作伙伴转移知识的意愿，促进复杂与缄默知识在组织之间的有效转移（mcevily&marcus，2005）。第二，强联系能够有效地抑制合作伙伴的机会主义行为（Dyer&nobeoka，2000），降低合作伙伴之间的冲突水平，提升知识分享的效率。第三，强联系有利于形成共同解决问题的意愿和机制，促进合作伙伴柔性地解决问题（Uzzi，1997）。
笔者认为，企业与创新网络其他成员之间的强联系能够修补创新网络结构洞造成的沟通“洞隙”，有助于增进网络中成员间的信任和互惠关系，降低知识转移的不确定性和风险，推动技术知识（特别是复杂的隐性知识）的转移和扩散，为企业顺利开展输出型开放式创新创造良好条件。基于此，本文提出如下假设：
假设2a预期强联系在创新网络结构洞与授权的关系中扮演中介变量角色。
假设2b预期强联系在创新网络结构洞与免费释放的关系中扮演中介变量角色。
综上所述，本文的研究框架如图1所示。
二、研究设计
1.样本选取与数据收集。数据收集包括两个阶段：预调研阶段（2014年7月）和正式调研阶段（2014年8月～2014年10月）。本次调研一共发放问卷300份，回收问卷237份，有效问卷226份，回收率79%，有效率75.3%。
2.变量测量。①因变量：输出型开放式创新。本项研究借鉴了Lichtenthaler（2009）和陈钰芬（2008）等学者的研究成果。“授权”包括2个题项：a.贵公司经常出售专利或者进行专利授权。b.贵公司只出售或对外授权那些非核心技术。“免费释放”包括2个题项：a.贵公司经常主动到其他企业进行创新项目的介绍和报告。b.贵公司愿意为其他企业或组织的创新工作提供建议和帮助。②自变量：结构洞。学者们通常用“控制信息流的能力”来测度结构洞。“创新网络结构洞”包括2个题项：a.创新网络内的其他企业之间的技术交流必须经过贵公司。b.贵公司在外部创新网络内拥有一定的地位和影响力。③中介变量：强联系。本文参照了Hansen（1999）和Reagans&mcevily（2003）的测量方法，“强联系”包括2个题项：a.贵公司与外部网络合作伙伴联系很频繁。b.贵公司与外部网络合作伙伴的关系很亲密。④控制变量。为了保证研究结果的可靠性和有效性，本文将企业规模、企业年龄和企业家精神作为控制变量处理。本次调查均采用Likert7分量表。
三、实证分析和假设检验
1.信度与效度分析。本项研究采用因子分析检验变量测量的信度与效度。因子分析结果表明，各题项都落在预设的因子上，并且因子载荷均在0.7以上，表示变量测量具有较好的聚合效度与区分效度。结构洞、免费释放的Cronbach'sα系数略低（分别为0.793、0.786），但仍然在可接受范围之内。强联系、授权的Cronbach'sα系数均在0.8以上（分别为0.812、0.832），可知数据具有良好的信度。上述分析表明本项研究的变量具有较好的效度和信度，适宜进一步做回归分析与假设检验。
2.描述性统计与相关系数。强联系与结构洞的相关系数是0.092，授权与结构洞、强联系的相关系数分别是0.259、0.193，免费释放与结构洞、强联系、授权的相关系数分别是0.213、0.203、-0.082。
3.回归分析及假设检验。本研究运用层次回归法对研究假设进行检验。在检验变量是否具有中介效应时，我们采用Baron和Kenny（1986）以及温忠麟等人（2004）所建议的方法。分析结果如表1所示。
模型1是输出型开放式创新（授权）对控制变量的回归。模型2是输出型开放式创新（授权）同时对控制变量和自变量（结构洞）做回归（回归系数显著，p
模型3是中介变量（强联系）对解释变量（结构洞）做回归（回归系数不显著，p>0.1）。模型4是输出型开放式创新（授权）同时对解释变量（结构洞）和中介变量（强联系）做回归（回归系数显著，p
模型5是输出型开放式创新（免费释放）对控制变量的回归。模型6是输出型开放式创新（免费释放）同时对控制变量和自变量（结构洞）做回归（回归系数显著，p
模型7是中介变量（强联系）对解释变量（结构洞）做回归（回归系数不显著，p>0.1）。模型8是输出型开放式创新（免费释放）同时对解释变量（结构洞）和中介变量（强联系）做回归（回归系数显著，p
回文对联篇6
一、在《红楼梦》第五回中，贾宝玉游历太虚幻境，见一幅对联：
假作真时真亦假
无为有处有还无
身后有余忘缩手
眼前无路想回头
——“智通寺”门联
身后有余，身后指死后，身后有余指死后所聚财富还有剩余。忘缩手，是对贪得无厌者的形象描绘。眼前无路想回头，回头指悔改以前所做所为，眼前无路想回头，指利欲熏心的人碰壁走投无路时才想到悔改。
这副对联语浅意深，写的是身后已有余财还不罢休，直到碰得头碰血流才想到回头。它的深层意思在于联中的“忘缩手”“想回头”词义深远。《红楼梦》第二回中借对智通寺的环境描写和贾雨村所想把这层深意表现出来，说：“这两句话，文虽浅近，其意则深。我也曾游过些名山大刹，到不曾见过这话头，其中想必有个翻过筋斗来的......”这是对贪得无厌者的入木三分的描写。其次，该联为贾雨村所见所思，联系他的宦海沉浮，也是对他以后仕途提前给予的一个严重警告。另外，对联是对破寺老僧的荒凉之境的点缀，实际上是宁荣二府未来衰败之境的暗示，是《红楼梦》主要人物贾宝玉暮年图景的预兆。
二、世事洞明皆学问
人情练达即文章
——宁府上房联
这副对联对仗工整，文辞精美，言简意赅，意味深长。所讲修身处世之法，如果把它从《红楼梦》这部小说中的具体情节中抽出来，单独予以品味，并把人情世故提升为一门交际学问来研究，则大有文章可做。
人作为社会动物，能够了解规则，看透表象，洞悉日常的种种伪饰与虚假，自由的穿行在城墙间，确实是种令人羡慕的大智慧。但拔高了讲，那只是一种无所改变的消极适应，是种小乘智慧。而大乘般若，不是鱼翔浅底，而是飞龙在天。这副对联不能不说是千百年来人们凝聚成的处世哲学的形象概括。由此，我们可见曹雪芹的高明之处。
三、嫩寒锁梦因春冷
芳气笼人是酒香
——秦氏卧房题画联
画上题联，联须紧扣画意。上联意为春寒轻微，春睡沉沉，锁于梦乡;下联道是人被酒的香气所吸引。这里将画与对联艺术的有机结合，正是我国对联艺术与绘画艺术的优良传统。对联与画结合常有烘云托月、画龙点睛之妙。且着这副题画联与画和室内的陈设是何等的相辅相成。这副对联不仅对仗工整、平仄合辙，更为重要的是：用在秦氏卧房，起着点明卧室情景的作用，创造了一种不可或缺的艺术情思和氛围，突出和渲染了所描写的特定人物和环境。
四、绕堤柳借三篙翠
隔岸花分一脉香
——沁芳亭联
上联写的是波光澄碧，似是借来了岸柳的翠绿;下联道的是水质芬芳，好象这一脉之水，分得了隔岸的花儿香气。这副对联是写“水”的，但妙在不着一个“水”字，全是借“绕堤”“隔岸”去反衬出溪水;借“三篙”“一脉”反衬出“水深”“溪形”，把水色、水质、四周环境氛围糅合在一起来写，构成一幅柳映溪成碧、花落水流红的极富诗意的画面，怪不得赏景的众文人称赞不已。读者读到此处，亦可领略“沁芳亭”上的诗情画意。
五、座上珠玑昭日月
堂前黼黻(fǔfú)焕烟霞
——荣禧堂联
座上人的言谈字字珠玑，文雅高尚，进入堂前的人都身着华服，气度不凡，如焕发出仙气云霞般。
这副“荣禧堂”中堂对联，上联称座中所佩的珠玉，发出的光彩可与日月同辉;下联言堂中人所穿的官服，其色彩如云烟似彩霞，可见贾府的豪华显贵确实到了顶点。这副对联就是对这个“钟鸣鼎食”之家最为生动形象的描绘，这是紧扣着《红搂梦》对荣府的显赫荣耀的社会地位所设置的艺术妙笔。全联对仗工整，立意优雅，文辞佳丽，形象地刻画了达官贵人所追求的情趣和世界观，是为《红楼梦》创作主旨服务的佳品。
六、宝鼎茶闲烟尚绿，
幽窗棋罢指犹凉。
——潇湘馆联
回文对联篇7
关键词带负荷试验；旁路兼母联；运行方式；分析
中图分类号tm77文献标识码a文章编号1674-6708（2012）79-0112-02
2011年12月，我公司某变电所220kV旁联2520开关停役进行旁联2520开关ta更换工作，复役时需进行旁联2520开关代主变2501开关运行时主变保护带负荷试验；为此需调整一次系统为旁联2520开关代主变运行的方式。考虑到该变电站220kV旁路兼母联的接线方式，可以安排不同的一次方式来满足带负荷试验所需的方式调整。不同的运行方式调整，相应的保护调整也不同，从而对系统的可靠运行影响也不同。本文对此分别予以分析比较，供同行参考。
1系统运行方式
该变电所220kV系统接线方式如图1所示，为旁路兼母联接线方式。
正常运行时该变电所220kV系统并列运行，旁联2520开关为母联运行方式。为进行220kV旁联2520开关ta更换工作，需将旁联2520开关停役；此时为使得该变电所220kV系统继续维持并列运行方式，需将变电所运行方式调整为单母线运行方式，如图2所示。
2保护带负荷试验的必要性
由于旁联2520开关ta更换，造成相关保护交流电流回路接线变动，因此需对这些保护进行带负荷试验以判断交流电流回路接线的正确性。
该变电所接入2520开关ta构成保护交流电流回路的保护包括以下三套：1）旁联2520开关保护中，接入2520开关ta，构成2520开关以旁路方式代出线运行时的保护交流电流回路；2）220kV母差保护中，接入2520开关ta，构成220kV母差保护中母联支路或旁路支路的保护交流电流回路；3）主变保护中，接入2520开关ta，构成2520开关代主变运行时主变保护220kV侧交流电流回路。据此，需对以上三套保护均进行带负荷试验，以判断相关电流回路接线的正确性。
对于旁联2520开关保护和母差保护来说，只要2520开关ta有电流通过就可进行保护带负荷试验，运行方式的调整安排对其没有影响，本文不再赘述。
而对于主变保护，由于存在主变自身2501开关ta和旁联2520开关ta的切换，因此需调整一次运行方式来实现旁代方式的切换，将旁联2520开关ta切入主变保护交流电流回路中，从而满足带负荷试验的需要。考虑到该变电所旁路兼母联接线方式的特殊性，安排不同的运行方式，均可进行旁路带主变运行方式下主变保护带负荷试验；以下对此分别予以分析。
3主变保护带负荷试验运行方式安排
3.1常规旁代方式
为满足主变保护旁代方式的切换，显然按照常规的旁代方式调整一次运行方式就可以实现；考虑到试验前系统运行方式（如图2所示），调整后的带负荷试验方式如图3所示。
显然，该方式下旁联2520开关为旁路方式代主变2501开关运行，主变2501开关停役；相应的主变保护中220kV侧交流电流回路也切换至旁联2520开关ta，从而满足带负荷实验的需要。
3.2特殊旁代方式
结合试验前系统运行方式（如图2所示），利用旁路兼母联接线方式的特殊性，可调整一次运行方式为图4所示特殊旁代方式。
在该方式下，旁联2520开关和主变2501开关以串联方式运行，相应的2520开关ta和2501开关ta也是串联运行；对于主变保护来说其220kV侧交流电流回路接入2520开关ta和接入2501开关ta是完全等效的，因此可以在主变保护中将220kV交流电流回路切换至旁联2520开关ta，从而满足带负荷试验的要求。
4两种带负荷试验运行方式的比较
要调整运行方式为以上旁代方式进行带负荷实验，一次上要进行调度操作以改变方式，保护上也要进行相应的调整；调整后的旁代方式不同，在保护调整上也有所不同。
该变电所主变保护为双重化配置，分为a屏和B屏两套保护。对于主变保护220kV侧，a屏、B屏均采用的是主变独立ta构成交流电流回路，而均未采用主变套管ta；且在旁路2520开关代主变运行方式下，仅有a屏保护可切换至旁路运行，B屏保护不能切换。如此，在以上两种旁代方式下，显然对主变a屏、B屏保护会造成不同的影响。
对于a屏保护，无论是常规旁代方式还是特殊旁代方式，均切换至旁路运行；也就是说主变a屏保护220kV侧采用旁路2520开关ta构成交流电流回路。而我们需要的就是对主变保护中2520交流电流回路进行带负荷试验，在试验正确前与之相关的保护均不能启用。故两种旁代方式下进行带负荷试验，主变a屏差动保护和220kV侧后备保护均需停用。
对B屏保护，由于不能切换至旁路，其220kV侧只能通过主变2501开关ta构成交流电流回路。故在常规旁代方式下，由于2501开关不在运行状态，其ta中不可能有电流存在；因此B屏差动保护因缺少220kV侧电流而产生差流造成误动，B屏220kV侧后备保护同样因缺少电流而不会正确动作；从而在常规旁代方式下进行带负荷试验，主变B屏差动保护和220kV侧后备保护也需停用。而在特殊旁代方式下由于2501开关和2520开关串联运行，2501开关ta可正确反映主变220kV侧电流；从而B屏保护可正常通过2501开关ta构成交流电流回路，不影响保护的正确动作；故在特殊旁代方式下进行带负荷试验，主变B屏差动保护和220kV侧后备保护可以正常启用。
可见，常规旁代方式下进行带负荷试验，主变两套差动保护和220kV侧后备保护均停用，此时必须启用旁联2520开关纯过流保护来反映主变故障；而特殊旁代方式下，主变自身仍存在一套保护可反映主变故障，同时也可依靠2520开关纯过流保护来反映主变故障。显然，特殊旁代方式下进行带负荷试验，保护配置更完善，对系统的可靠运行影响较小。
5结论
通过对上述两种带负荷试验方式的比较，可以看出特殊旁代方式要优于常规旁代方式，其保护配置更完善，对系统的可靠运行影响也较小。
电网改造或基建工程竣工后往往都需要进行带负荷试验，按照常规的运行方式显然是可以满足带负荷试验的目的。但是随着对电网可靠运行的要求越来越高，就需要我们在运行方式安排上尽可能减少对电网运行的影响，分析寻找对电网运行影响较小的运行方式，降低带负荷试验方式调整对电网运行造成的风险，保证电网的安全可靠运行。
参考文献
[1]DL/t584-2007，3～110kV电网继电保护运行整定规程[S].
回文对联篇8
关键词家族企业税收激进行为政治关联企业经营年限地区市场化程度
〔中图分类号〕F271〔文献标识码〕a〔文章编号〕0447-662X（2017）05-0065-12
一、引言
税收作为政府向企业留存资源的一种强制分享，对投资者或股东而言，意味着现金流的减少，因此投资者或股东天然有动力通过合法的税务筹划或偷税、漏税等违法行为来降低企业税负，此即所谓税收激进行为。①对政府而言，企业的税收激进行为显然意味着税收收入的降低，因此政府必然会通过有效的税收征管来约束企业的税收激进行为。而在经济发展和转型时期，由于制度不完善等原因，民营企业的企业主往往会通过与政府发生联系来获取税收方面的政策支持或通过向政府部门寻租等途径或方式来掩盖自身的税收激进行为。
关于政治关联如何影响民营企业的税负问题，国内外学者对此做了大量研究。有的文献认为政治关联会增加企业的税负。例如，Zimmerman认为具有政治关联的高管因其政治背景或社会声誉而使企业受到税务监管部门的重点关注，导致企业承担更重的税负；②冯延超基于中国上市民营企业的实证研究发现政治关联企业的税负要明显高于非政治关联企业，且政治关联程度越高，企业的综合税负越高。③而另有一些文献却认为政治关联会降低企业的税负。例如，Faccio认为政治关联企业会利用其拥有的政治资源和人脉关系
*基金项目：国家自然科学基金项目“基于双重委托理论模型构建的股权集中型公司治理最优化研究”（70502024）；教育部新世纪优秀人才支持计划项目（nCet-11-0412）
①Hanlonm.andHeitzmanS.，“aReviewoftaxResearch，”Journalofaccountingandeconomics，vol.50，no.2，2010，pp.127～128.
②Zimmermani.，“accountingforinterestbyRealestateDevelopers，”Journalofaccountingandeconomics，vol.8，no.1，1986，pp.37～51.
③t延超：《中国民营企业政治关联与税收负担关系的研究》，《管理评论》2012年第6期。
争取到更多的税收减免和税收优惠，从而使企业的实际税负降低；Facciom.，“DifferencesbetweenpoliticallyConnectedandnonconnectedFirms：aCrossCountryanalysis，”Financialmanagement，vol.39，no.3，2010，pp.905～928.罗党论和魏翥的实证研究也支持了这一观点，发现政治关联程度越高，企业的避税程度越大。罗党论、魏翥：《政治关联与民营企业避税行为研究：来自上市公司的经验证据》，《南方经济》2012年第11期。还有少量文献则认为，政治关联与企业税负之间不是简单的线性关系。例如姚圣和徐颂对于2009-2011年中国民营上市企业的实证研究发现，政治关联度与企业综合税负之间呈现倒“U”型关系。姚圣、徐颂：《高管政治背景与民营企业综合税负：基于政治关联的非线性影响研究》，《会计与经济研究》2014年第6期。很显然，关于政治关联与民营企业税负之间的研究并没有得出一致结论，这客观上为本文的研究提供了契机。
本文旨在考察政治关联对家族企业税收激进行为的影响，其中包括企业经营年限和地区市场化程度这两个因素对该影响的调节效应，主要有以下三点考虑：（1）以往文献大多从政府角度或企业被动角度考察政治关联与企业税负之间的关系，缺乏从企业主动视角考察政治关联如何影响其制定纳税政策的研究，本文拟利用企业税收激进行为的视角来分析政治关联如何影响企业的纳税制定；（2）家族企业作为民营企业中的一种特殊组织形式，具有更加复杂的冲突和属性，其不仅追求经济利益目标的最大化，也追求社会情感财富（Socioemotionalwealth）目标，有时候后者甚至更为重要，Gomez-mejiaL.R.，HaynesK.t.，nunez-nickelm.，JacobsonK.J.L.andmoyano-FuentesJ.，“SocioemotionalwealthandBusinessRisksinFamily-controlledFirms：evidencefromSpanisholiveoilmills，”administrativeScienceQuarterly，vol.52，no.1，2007，pp.106～137.已有研究大多基于寻租理论、资源依赖理论等展开讨论，而基于社会情感财富理论视角分析政治关联和家族企业税收关系的研究则十分罕见，本文拟在这一点上有所突破；（3）政治关联作为家族企业对外部环境的一种主动寻求，势必会受到制度环境因素的影响，以往文献多从税收征管力度、审计力度、税收政策改变等政府治理行为的微观视角进行了考察，本文拟从地区市场化进程这一宏观视角考察其对政治关联家族企业的影响。
综上所述，本文拟基于社会情感财富理论视角，利用2010-2014年中国上市家族企业有效样本数据，首先分析是否具有政治关联和不同政治关联程度会对家族企业税收激进行为产生的影响，继而进一步考察企业经营年限和地区市场化程度对这种影响关系的调节作用。
二、理论分析与研究假设
1.家族企业与社会情感财富
虽然迄今为止还没有一个被学术界完全接受的家族企业定义，但越来越多的学者认为，保护家族企业的社会情感财富是家族企业的本质属性，也是家族企业区别于非家族企业的最大特点。ChrismanJ.J.andpatelp.C.，“VariationsinR&DinvestmentsofFamilyandnonfamilyFirms：BehavioralagencyandmyopicLossaversionperspectives，”academyofmanagementJournal，vol.55，no.4，2012，pp.976～997；吴炳德、陈凌：《社会情感财富与研发投资组合：家族治理的影响》，《科学学研究》2014年第8期。社会情感财富属于非经济范畴，其涵盖的内容十分丰富，甚至被冠之以“伞状概念”。窦军生、张玲丽、王宁：《社会情感财富框架的理论溯源与应用前沿追踪：基于家族企业研究视角》，《外国经济与管理》2014年第12期。具体包括：行使权力的能力、维系家族成员之间的亲密、满足自身特殊情感的需要、家族价值观及财产的传承、基于亲缘关系的利他主义、建立和维护正面的家族形象和声誉、Sharmap.andmanikuttyS.，“StrategicDivestmentsinFamilyFirms：RoleofFamilyStructureandCommunityCulture，”entrepreneurshiptheoryandpractice，vol.29，no.3，2005，pp.293～311.累e社会资本，Zellwegert.m.andastrachanJ.H.，“ontheemotionalValueofowningaFirm，”FamilyBusinessReview，vol.21，no.4，2008，pp.347～363.等等。而关于社会情感财富的维度划分也没有一致结论。例如，Gomez-mejia等将社会情感财富划分为三个维度：与企业相关联的情感、基于家族文化的家族价值观、利他主义；Gomez-mejiaL.R.，CruzC.，Berronep.andCastroD.，“theBindthatties：SocioemotionalwealthpreservationinFamilyFirms，”theacademyofmanagementannals，vol.5，no.1，2011，pp.653～707.而Berrone等则将其划分为五个维度：家族控制与影响、家族成员对企业的认同感、紧密的社会关系、情感归属、传承意愿。Berronep.，CruzC.andGomez-mejiaL.R.，“SocioemotionalwealthinFamilyFirms：theoreticalDimensions，assessmentapproaches，andagendaforFutureResearch，”FamilyBusinessReview，vol.25，no.3，2012，pp.258～279.虽然社会情感财富的内涵和维度十分丰富，但其对于家族企业的重要功能主要体现在三个方面：一是维系家族对于企业的长久管理和控制；二是依靠企业建立良好的家族形象和高度统一的家族价值观；三是对家族和利益相关者实施利他主义。本文正是基于此来判断家族企业社会情感财富的损益情况。
企业的税收激进行为具有较为复杂的成本和风险，除了企业本身所花费的时间、精力和金钱等，还包括被税务部门发现之后的罚款以及由此引发的企业各利益主体之间的冲突等，尤其是激进行为败露时给企业和个人带来的声誉损失。ChenS.，ChenX.，ChengQ.andShevlint.，“areFamilyFirmsmoretaxaggressivethannon-FamilyFirms？”JournalofFinancialeconomics，vol.95，no.1，2010，pp.41～61；江轩宇：《税收征管、税收激进与股价崩盘风险》，《南开管理评论》2013年第5期。由此可见，税收激进行为对家族企业社会情感财富具有重要的影响，反之，家族企业社会情感财富的损益既是税收激进行为的一种隐性成本，也是企业制定纳税政策时需要衡量的重要因素。
2.政治关联与家族企业税收激进行为
Fisman最早把企业与拥有政治权力的个人之间的紧密私人关系称为政治关联。FismanR.，“estimatingtheValueofpoliticalConnections，”americaneconomicReview，vol.91，no.4，2001，pp.1095～1102.其后，Faccio、Facciom.，“politicallyConnectedFirms，”americaneconomicReview，vol.96，no.1，2006，pp.369～386.Claessens等、ClaessensS.，etal.，“politicalConnectionsandpreferentialaccesstoFinance：theRoleofCampaignContributions，”JournalofFinancialeconomics，vol.88，no.3，2008，pp.554～580.Goldman等Goldmane.，etal.，“DopoliticallyConnectedBoardsaffectFirmValue？”ReviewofFinancialStudies，vol.22，no.6，2009，pp.2331～2360.又进一步将曾在政府任职、政治捐赠、参与政治活动等纳入到政治关联的范围内。显然，无论政治关联的范围如何，政治关联都可以帮助家族企业了解政策动向、加强与政府的沟通或向政府寻租、影响政策制定，进而影响家族企业的税收激进行为。
首先，基于政治关联，家族企业可以在面临发展障碍时与政府进行有效沟通从而拓展自身发展空间，Hillmana.J.，etal.，“Corporatepoliticalactivity：aReviewandResearchagenda，”Journalofmanagement，vol.30，no.6，2004，pp.837～857.也可以在产权保护不力、法制不完善、金融发展落后等不利环境中寻求其发展的必要资源，LeuzC.andoberholzerG.F.，“politicalRelationships，GlobalFinancingandCorporatetransparency：evidencefromindonesia，”JournalofFinancialeconomics，vol.81，no.2，2006，pp.411～439.因此，政治关联对于促进家族企业的长远发展和规避制度风险有着不可替代的作用，亦即，对家族企业社会情感财富的保有具有十分重要的影响。其次，家族传承作为家族企业的核心内涵，最重要的就是家族接班人对创始人默会知识和社会关系的继承，而政治关联作为一项重要的社会关系，在家族企业未来发展中将会起到十分重要的作用，为了维系与政府部门之间的良好关系，家族企业希望利用更多的纳税和利益输送来支持本地区的发展，进而取悦政府和税务部门，以达到“家业常青”的目的。再次，家族企业主参政议政，在政府中担任人大代表或政协委员，多是在其获得巨大成功之后，亦即，具有政治关联的家族企业主多是成功商人或明星企业家，社会各界特别是媒体对其关注度很高，家族企业主本身具有很强的声誉考虑和约束，因而他们更不会倾向于进行激进的税收行为，以避免损害其个人声誉和家族企业的长久发展，同时，政治关联企业更容易受到政府的重点监管，其纳税行为对行业的其他企业具有示范作用，政府为保证财政收入也会对其进行重点关注，一旦税收激进行为败露，便会影响到企业和高管的声誉，冯延超：《中国民营企业政治关联与税收负担关系的研究》，《管理评论》2012年第6期。进而造成家族声誉的恶化和社会情感财富的损失。由此可见，当具有政治关联的家族企业衡量税收激进行为的成本和收益时，尽管税收激进行为带来了现金流增加等短期利益，但家族企业更加看重其背后所带来的家族社会情感财富损失，更加重视家族社会情感财富的保有和存续。因此，本文提出如下假设：
假设H1：与不具有政治关联的家族企业相比，具有政治关联的家族企业的税收激进程度更低，亦即，政治关联对家族企业的税收激进行为具有抑制作用。
由上所述，具有政治关联的家族企业因更加重视其社会情感财富的保有和存续而会采取更加保守的纳税政策，那么具有不同政治关联程度的家族企业是否也会采取不同的税收激进行为呢？首先，家族企业具有更深的政治关联程度一般表现为家族企业主担任更高级别的党代表、人大代表、政协委员或政府官员等，同时会受到社会各界的重点关注，成为“明星企业”，尤其家族企业主或高管担任各级政治职务的企业的纳税行为更是在整个行业起到示范作用，政府为了保证当地财政收入，会对政治关联程度更深的家族企业进行重点监管。一旦税收激进行为被发现，其对家族声誉和家族形象所造成的损害将是不可挽回的，对家族社会情感财富的存续也会造成重大打击，基于此，具有更深政治关联程度的家族企业会选择依法纳税，降低家族企业社会情感财富损失的风险；其次，拥有更深政治关联程度的家族企业意味着承担更加重要的社会责任，如慈善捐款、环境保护、提供就业、合法纳税等，社会各界和中小股东也会依据其良好的企业社会责任形象进行投资评估，一旦税收激进行为败露，机构投资者和中小股东会对企业未来发展做出不利的判断，进而影响企业的股价和融资等，不利于家族的长久控制和管理；再次，具有更深政治关联程度的家族企业主在家族中更容易形成家族权威，从而更加合理地分配企业资源实施利他行为，而税收激进行为的÷痘岫约易迤笠抵鞯娜ㄍ形成挑战，继而影响利他主义在家族的发挥和家族社会情感财富的保有，亦即，家族企业主为了维护自身的家族权威地位和利他主义的作用，不会采取冒险的税收政策。由此，我们提出如下假设：
假设H2：家族企业的政治关联程度越深，其税收激进程度越低。
3.政治关联和企业经营年限、地区市场化程度的交互影响
社会情感财富理论认为，代际传承和家业长青是家族企业追求的长期目标，为了这些目标，家族企业甚至愿意牺牲短期利益。Gomez-mejiaL.R.，HaynesK.t.，nunez-nickelm.，JacobsonK.J.L.andmoyano-FuentesJ.，“SocioemotionalwealthandBusinessRisksinFamily-controlledFirms：evidencefromSpanisholiveoilmills，”administrativeScienceQuarterly，vol.52，no.1，2007，pp.106～137；Berronep.，CruzC.andGomez-mejiaL.R.，“SocioemotionalwealthinFamilyFirms：theoreticalDimensions，assessmentapproaches，andagendaforFutureResearch，”FamilyBusinessReview，vol.25，no.3，2012，pp.258～279.随着家族企业经营年限的增长，家族股东和家族企业的联系日益紧密，尤其是家族企业主（一般为企业的创始人）对家族企业的感情会更加深厚。因此，相比于短期的经济利益，家族企业主和家族股东更注重良好的企业形象和家族声誉以及根植于企业的家族文化价值观等社会情感财富。
具有政治关联的家族企业因其政治身份受到政府和社会的重点关注，且政治关联的程度越深，受到的重点关注越多。而随着家族企业经营年限的增长，企业主本人的声誉也与企业声誉和家族声誉联系得更加紧密，一旦那些处于灰色地带甚至非法的税收激进活动被政府监管部门发现，家族企业和企业主本人的社会声誉将受到严重的伤害。同时，家族企业经营年限的增长也意味着家族二代涉入的增加和传承问题的推进，家族企业在传承期间更加偏向于稳健的经营战略以实现二代顺利接班和家族社会情感财富的存续，赵晶、张书博、祝丽敏：《传承人合法性对家族企业战略变革的影响》，《中国工业经济》2015年第8期。其更不可能实施冒险的税收激进政策。因此，我们提出如下假设：
假设H3：家族企业经营年限越长，政治关联对家族企业税收激进行为的抑制作用越强。
一般而言，相对于市场化程度较低的地区，市场化程度较高地区至少在以下几个方面显著占优，亦即表现为更好的产权保护水平、更完善的产业化体系、更高程度的金融发展水平等。刘放、杨筝、杨曦：《制度环境、税收激励与企业创新投入》，《管理评论》2016年第2期。这些特征一方面降低了家族企业的经营风险，使得家族企业的产权得到有效保护，并能充分发挥家族企业社会情感财富对于家族资产的保有、存续作用；另一方面市场化进程的推进不仅有效改进了地区间的资源配置效率，也使得地区内的信息充分流动和公平竞争在一定程度上减弱了政治关联对家族企业的影响。
随着家族企业所在地区的市场化进程的推进，家族企业面临的外部环境得到进一步改善，具有政治关联的家族企业会没有强烈的意愿再去取悦政府官员。同时，处在市场化程度较高地区的家族企业由于外部竞争压力的增大，会有更强烈的动机去寻求家族财富的增长和企业留存利润的增加，以维护家族企业社会情感财富的存续。因此，我们提出如下假设：
假设H4：家族企业所在地区的市场化进程越高，政治关联对家族企业税收激进行为的抑制作用越弱。
三、研究设计
1.样本筛选与数据来源
本文参考pindado等、pindadoJ.，Requejoi.andtorreC.，“FamilyControlandinvestment-CashFlowSensitivity：empiricalevidenceFromtheeuroZone，”JournalofCorporateFinance，vol.17，no.5，2011，pp.1389～1409.翁宵サ任滔ァ⑼蹩嗣鳌⒙莱そ：《家族成员参与管理对ipo抑价率的影响》，《管理世界》2014年第1期。的做法，将家族企业定义为最终控制人为自然人或整个家族且持有的终极控制权比例不低于10%的企业。据此，本文选取2010-2014年的中国家族上市公司作为研究样本，剔除了St和*St、金融业、交叉上市、资不抵债和数据缺失的公司样本，共得到有效企业-年度观察样本共计2847个，样本的相关数据来源于CSmaR中国民营上市公司数据库，政治关联的数据则是基于手工整理源自百度搜索、和讯网、上交所信息披露网以及深交所指定信息披露网巨潮咨询网等关于家族企业实际控制人和管理层的背景披露资料而得，同时辅以对上市公司年报所披露的高管资料与所在地相关政府网站的相关披露进行比对，以最大限度地确保政治关联样本的准确性。
2.变量说明
（1）因变量。税收激进程度（tax_agg）是本文的因变量。在我国，相比流转税和财产税，所得税有着更多的优惠政策和操纵空间，导致企业的名义税率与其实际税负存在较大差异。金鑫和雷光勇总结了适合中国情景下的三种税收激进程度计算方法：有效税率（etR）、会计账面与实际税负差异（BtD）、利用固定效应残差法计算的会计账面与实际税负差异（DD_BtD）。金鑫、雷光勇：《审计监督、最终控制人性质与税收激进度》，《审计研究》2011年第5期。本文在参考江轩宇、江轩宇：《税收征管、税收激进与股价崩盘风险》，《南开管理评论》2013年第5期。蔡地和_进辉蔡地、罗进辉：《Ceo类型影响家族企业的税收激进程度吗？》，《经济管理》2015年第9期。的做法后，使用会计账面与实际税负差异（BtD）作为税收激进程度的度量方法，其值等于[公司税前利润-（所得税费用-递延所得税费用）/年末所得税税率]/上一年资产总额，并在稳健性检验中使用有效税率（etR）和固定效应残差法（DD_BtD）两种方法。
（2）自变量。政治关联（pC）是本文的自变量。关于政治关联的测量，本文借鉴李维安和徐业坤的做法，以家族企业实际控制人的政治身份作为家族企业的政治关联测量维度。李维安、徐业坤：《政治身份的避税效应》，《金融研究》2013年第3期。其中：①是否具有政治关联CpC为虚拟变量，实际控制人如果担任或曾经担任各级党代表、人大代表、政协委员或政府官员的则计为1，否则计为0；②政治关联程度CpD，本文借鉴并改进罗党论和魏翥的做法，罗党论、魏翥：《政治关联与民营企业避税行为研究：来自上市公司的经验证据》，《南方经济》2012年第11期。将实际控制人的政治身份进行赋分，在担任非政府官员类（如党代表、人大代表、政协委员等）中：全国级人大政协常委6分、全国级人大政协委员或党代表5分、省级人大政协常委4分、省级人大政协常委或党代表3分、地市及以下级人大政协常委2分、地市及以下级人大政协委员或党代表1分；在担任政府官员类中：副省部级及以上7分、正厅级6分、副厅级5分、正处级4分、副处级3分、正科级2分、副科及以下级1分；不是以上两种情况的取值为0。两类分别取最高分然后加总作为政治关联程度CpD的取值。
（3）调节变量。企业经营年限和地区市场化程度是本文的调节变量。企业经营年限（age）取值等于考察年度减去企业成立年度之差加1后取自然对数，age取值越大，说明家族企业经营年限越长；地区市场化程度（mkt）则参考樊纲和王小鲁的数据，其取值等于企业所在省份市场化指数得分。樊纲、王小鲁：《中国市场化指数报告：各地区市场化相对进程2011年报告》，经济科学出版社，2011年。
（4）控制变量。本文基于国内外税收激进行为或活动领域的相关研究文献，确定如下控制变量：公司规模（Size）等于公司总资产的自然κ；资产负债率（Leverage）等于总负债/总资产；资产收益率（Roa）等于税前利润/总资产；无形资产比率（intan）等于无形资产/总资产；固定资产比率（ppe）等于固定资产/总资产；账面市值比（mtb）等于股东权益/公司市值；同时，本文引入年度和行业虚拟变量以分别控制年度和行业的相关影响。
本文所涉变量及其度量具体见表1所示的变量说明表。
3.模型设定
本文将通过多元回归分析家族企业政治关联与税收激进行为的关系。
首先通过oLS方法来检验假设H1和H2：
tax_aggit=β0+β1pCit+β2Sizeit+β3Leverageit+β4Roait+β5intanit+β6ppeit+β7mtbit+Year&induDummies+εit（1）
其中，i和t分别表示企业和年份，tax_agg表示税收激进程度（包括etR、BtD、DD_BtD），pC为政治关联（CpC和CpD）的变量，Size为企业规模，Leverage为资产负债率，Roa为资产收益率，intan为无形资产比率，ppe为固定资产比率，mtb为账面市值比，Year&induDummies为年度和行业虚拟变量，β0为常数项，β1～β7为各变量的回归系数，ε为随机扰动项。
但式（1）的回归分析并没有考虑到政治关联与企业税收激进行为之间存在的内生性问题，现实情况中纳税表现良好的家族企业主更容易获得政府的青睐从而被推选为人大代表或政协委员。通过Hausman检验也表明：政治关联变量（包括CpC、CpD）具有显著的内生性。本文拟采取邓建平等的做法，用企业注册地变量作为工具变量，并采用2SLS（两阶段最小二乘）回归法来解决政治关联与企业税收激进行为存在的内生性问题。邓建平、曾勇：《政治关联能改善民营企业的经营绩效吗》，《中国工业经济》2009年第2期。企业注册地变量（LoC）的定义：如果公司的注册地在长江三角洲和珠江三角洲地区，则取值为1，否则取值为0。因为长江三角洲和珠江三角洲地区是中国经济改革的先锋，市场的开放程度高，使得这些地区的家族企业面临的政策环境与其他地区显著不同，从而对企业政治关联的建立产生重要的影响，而理论上，企业的注册地不同并不会对企业的税收激进行为产生直接影响。
2SLS回归分析模型如下：
pCit=μ0+μ1LoCit+μ2Sizeit+μ3Leverageit+μ4Roait+μ5intanit+μ6ppeit+μ7mtbit+Year&induDummies+δit（2）
tax_aggit=λ0+λ1pCit+λ2Sizeit+λ3Leverageit+λ4Roait+λ5intanit+λ6ppeit+λ7mtbit+Year&induDummies+θit（3）
其中，LoC为企业注册地变量，其余变量的定义与式（1）相同。
式（2）作为第一阶段回归，我们考虑两种情况：①当pC为实际控制人是否具有政治关联（CpC）时，采用Logit模型进行回归；②当pC为实际控制人的政治关联程度（CpD）时，采用orderChoice模型进行回归；式（3）作为第二阶段回归，政治关联变量pC仍然考虑是否具有政治关联（CpC）和政治关联程度（CpD）两种情况，并进行2SLS回归。
四、实证结果与分析
1.描述性统计
表2报告了本文主要研究变量的描述性统计结果。表2显示：（1）税收激进程度（tax_agg）的均值为0.004，标准差为0.034，这表明不同家族企业间的税收激进程度差异较大；（2）是否具有政治关联（CpC）的均值为0.522，表明大部分中国家族控股上市公司都会寻求政治关联以保护家族企业社会情感财富的存续。
2.相关性分析
表3列示了各主要变量之间的pearson相关系数。从表3中可以看到，是否具有政治关联（CpC）与税收激进程度（tax_agg）的相关系数为-0.031，符号为负意味着具有政治关联的家族企业税收激进程度更低，这与本文研究假设H1一致；政治关联程度（CpD）与税收激进程度（tax_agg）的相关系数为-0.024，符号为负意味着随着家族企业的政治关联程度的加深，其税收激进程度越低，这与本文研究假设H2一致。此外，本文对其中的所有变量进行了膨胀因子检验（ViF值测试），结果发现，所有的ViF值均远远小于10，鉴于此，本文后述的多元回归模型不存在多重共线性问题。
3.回归分析
（1）政治关联与税收激进行为
本文首先采用oLS方法分析政治关联与税收激进行为的关系，表4列示了政治关联与税收激进行为的多元回归分析结果。模型（1）为不包含政治关联变量（包括CpC和CpD）的模型，模型（2）在模型（1）的基础上加入了是否具有政治关联变量（CpC），模型（3）在模型（1）的基础上加入了政治关联程度变量（CpD）。模型（2）中，CpC的系数为负，但没有通过显著性检验，说明企业是否具有政治关联对税收激进行为的影响不显著；模型（3）中，CpD的系数为负，也没有通过显著性检验，说明企业的政治关联程度对税收激进行为也不具有显著影响。
表4的分析结果没有考虑政治关联变量存在的内生性问题，本文接下来通过2SLS回归法对于政治关联与税收激进行为的关系进行进一步的研究。表5是第一阶段回归的结果，模型（4）的因变量为是否具有政治关联（CpC），模型（5）的因变量为政治关联程度（CpD）。两个模型中，工具变量（LoC）的系数都非常显著，表明本文的内生变量与工具变量具有较高的相关性。同时检验工具变量的有效性，发现工具变量与第二阶段回归的残差项的相关性没有通过10%的显著性检验，表明所选的工具变量是有效的，2SLS回归比oLS回归的分析方法更好。表6是第二阶段回归的结果，模型（6）中是否具有政治关联（CpC）的系数（β=-0.046，p
（2）企业经营年限、政治关联与税收激进行为
本文通过2SLS回归法分析不同企业经营年限下家族企i政治关联与税收激进行为之间的关系，即模型（8）、（9）是在模型（6）、（7）的基础上加入了企业经营年限与政治关联的交互项pC*age，用以验证本文的假设H3。表7列示了企业经营年限、政治关联与税收激进行为的关系的第二阶段回归结果。模型（8）的回归结果显示交互项CpC*age的系数（β=-0.013，p
（3）地区市场化程度、政治关联与税收激进行为
本文通过2SLS回归法分析不同地区市场化程度下政治关联与税收激进行为之间的关系，即模型（10）、（11）是在模型（6）、（7）的基础上加入了地区市场化程度与政治关联的交互项pC*mkt，用以验证本文的假设H4。表8列示了地区市场化程度、政治关联与税收激进行为的关系的第二阶段回归结果。模型（10）的回归结果显示交互项CpC*mkt的系数（β=0.009，p
4.稳健性检验
为了进一步检验研究结论的可靠性，本文从如下三个方面进行了稳健性检验：
（1）参考姚圣和徐颂姚圣、徐颂：《高管政治背景与民营企业综合税负：基于政治关联的非线性影响研究》，《会计与经济研究》2014年第6期。关于企业政治关联度变量的做法，以企业高管中存在政治关联的人数占高管总人数的比例代替文中的两个政治关联变量CpC和CpD，重新进行2SLS回归分析。
（2）使用有效税率（etR）和固定效应残差法（DD_BtD）来重新计算税收激进程度tax_agg，以分离出因盈余管理造成的账面和实际税收差异，并重新进行多元回归分析。
（3）本文借鉴邓建平等的做法，选用各地区的非国有经济发展程度作为政治关联变量的工具变量，邓建平、曾勇：《政治关联能改善民营企业的经营绩效吗》，《中国工业经济》2009年第2期。以樊纲和王小鲁编著的“非国有经济的发展指数”作为该变量的度量指标，樊纲、王小鲁：《中国市场化指数报告：各地区市场化相对进程2011年报告》，经济科学出版社，2011年。并重新进行2SLS回归分析。
研究同样发现，在控制了政治关联的内生性问题后，政治关联与家族企业税收激进行为之间存在负相关关系，家族企业经营年限对这种负相关关系具有正向调节作用，所处地区市场化程度对这种负相关关系具有负向调节作用。囿于篇幅，这里的回归结果未予报告。
五、结语
1.研究结论
本文基于社会情感财富理论视角，以2010-2014年中国家族上市公司的2847个企业-年度数据为有效研究样本，就政治关联对家族企业税收激进行为的影响做了实证研究，其中包括考察企业经营年限和地区市场化程度对此影响关系的调节作用。研究结果表明，具有政治关联的家族企业较之不具有政治关联的家族企业具有更低程度的税收激进行为，且随着其政治关联程度的加深，其税收激进程度会更低，而企业经营年限和地区市场化程度则分别对这种抑制作用具有正向和负向调节效应。
2.研究创新
本文主要具有以下三点研究创新：（1）突破传统的企业经济目标研究视角，从企业的非经济目标研究视角，即基于社会情感财富理论视角，考察政治关联对家族企业税收激进行为的影响，寻找到了一个考察家族企业税收激进行为的新视角；（2）以往文献大多从政府视角或企业被动视角考察政治关联与企业税负的关系，本文则是从企业主动视角进行研究，丰富了企业利用自身资源留存收益、促进发展的理论研究；（3）以中国家族上市公司为研究样本，从地区市场化程度视角对政治关联和企业税负之间的关系进行探讨，相对弥补了以往文献大多从微观视角进行探讨的不足。
3.政策建议
回文对联篇9
一、引言
我国的公司治理环境正处于由行政型治理向经济型治理转型的时期(李维安和郝臣，2009)。而在转型过程中，由于经济型治理尚未完善，政府仍在关键经济资源的分配中发挥着重要作用。相对于国有企业，民营企业为了获取存续和发展所必需的资源，有更强烈的动机寻求与政府的联系(李维安等，2010)。实际上，我国民营企业从建立之初就具有政治关联偏好，并对政治关联具有路径依赖(李维安等，2010)。近年来国内外众多实证研究表明，具有政治关联的民营企业在获得贷款(Fanetal．，2007;何镜清等，2013)、缓解融资约束(罗党论和甄丽明，2008)、规避税收(adhikarietal．，2006;李维安和徐业坤，2013)、突破行业壁垒(罗党论和刘晓龙，2009)等方面具有比较优势。许多学者认为，在我国的法律环境和市场环境尚不健全的情况下，企业的政治关联作为一种替代机制，在经济资源分配中发挥作用(Fisman，2001;余明桂和潘红波，2008)。政治关联反映了政府对企业活动的干预(杜兴强等，2009)，并伴随着政府的寻租行为(杜兴强等，2010)。罗党论和唐清泉(2009)的研究着眼于外部制度环境，发现在产权保护水平差、政府干预水平高和金融发展水平低的地方，民营上市公司更倾向于参与政府活动。同时在这些地方，企业更容易通过政治关联受益(余明桂和潘红波，2008)。也就是说，在这些地方，政治关联作为政府影响企业行为、企业寻求政府帮助的一种路径，其作用更加明显。但是，我们也注意到，处于相同经济和制度环境中的企业，由于个体层面的差异性，在寻求政治关联的倾向和行为方面也存在不同。那么，哪些企业更倾向于与政府建立政治关联?企业对政治关联的偏好受到哪些因素的影响?这些问题在现有的研究中没有得到详细的讨论。
二、文献回顾、理论分析与研究假设
企业战略行为的选择受到多方面因素的影响。本文将从内部特征和外部环境两个方面来分析民营企业寻求政治关联的动机。其中，内部特征主要关注企业的融资需求和成长性，外部环境则主要观察环境不确定性、政治关联的普遍性以及宏观经济环境的变化。
(一)融资需求与政治关联外部融资是影响企业发展的重要因素，获得外部融资可以促进企业的成长和再投资(Cull＆Xu，2005)。而相对于国有企业，我国的民营企业面临着更加明显的融资约束(张纯和吕伟，2007)。银行信贷在我国的社会融资中长期占据主导地位，而由于我国的商业银行更倾向于向国有企业发放贷款(allenetal．，2005)，民营企业在寻求信贷融资过程中遭受着歧视(rdon＆Li，2003;宋建华，2011)。出于上述原因，政治关联作为一种非正式途径，成为了民营企业拉近与政府关系，缓解融资约束问题的途径。国内外众多学者已经发现政治关联能帮助企业获得贷款、缓解企业融资约束问题的证据(Claessenal．，2008;于蔚等，2012)。但是，在实践中，并非所有民营企业都选择了政治关联路径解决融资约束问题。企业建立与政府的政治关联并非是没有成本的。民营企业在通过政治关联获得政府优待和庇护的同时，也需要帮助政府实现相应的经济目标和社会目标。这就可能使企业不得不做出违反企业价值最大化原则的行为，如为了促进地方经济发展而进行过度投资(张敏等，2010;梁莱歆和冯延超，2010a)、扩大雇员规模和提升雇员薪酬(梁莱歆和冯延超，2010b)、更大规模的慈善捐赠(贾明和张喆，2010;薛爽和肖星，2011)等。因此，并非对所有民营企业来说，建立和维持政治关联都是有利可图的。如果我们假定民营企业是理性的，那么只有当获得政治关联的收益大于其成本时，企业才有动机寻求政治关联。当民营企业本身资金充足，或者拥有其它低成本的融资渠道时，就不会选择政治关联路径缓解融资约束。所以只有那些资金紧缺，且其他融资渠道成本高昂的民营企业才有动机付出政治关联的成本以换取融资。综合以上分析，提出假设1:对于外部融资的需求越迫切的民营企业越倾向于建立政治关联。
(二)企业成长与政治关联企业的成长性受到多方面因素的影响，而高成长性的企业往往面临更高的风险。从资源依赖的视角看，企业成长的速度与企业从外部获取资源的能力是息息相关的。现有研究表明，高成长性的企业面临着更低的融资约束(刘伶等，2011)，同时高财务杠杆、长期负债对企业成长有正向推动作用(沈坤荣和张成，2003;谭庆美和吴金克，2011)。也就是说，高成长性的企业对外部资源更加依赖。一旦面临市场波动、银行信贷紧缩等局面，高成长性的公司受到的冲击将更加明显，不仅公司的成长会面临瓶颈，甚至会出现资金断裂、陷入财务困境的风险。一些研究发现，企业的高成长性不一定会带来更高的公司价值(戴书松和朱欢，2014)，甚至高成长性会带来更低的公司估值，这是由于高成长的公司具有更高的风险所造成的(张敏等，2010)。因此，高成长企业更需要通过其他手段来保证其对资源的获取能力，以降低经营风险。而建立政治关联使得民营企业能够借助政府的力量更加稳定地获取资源，因而成为高成长性的企业重要的路径选择。因此，提出假设2:成长性越高的民营企业越倾向于建立政治关联。
(三)不确定性与政治关联环境不确定性是影响公司行为决策的重要因素(pfefferetal．，1976)。国内外研究表明，环境不确定性与企业的并购行为(Haunschild，1994;陈玉罡，2006)、投资行为(Bloometal．，2007;申慧慧等，2012)、创新行为(Freel，2005;李妹和高山行，2014)等重要的战略行为均存在联系。在我国，除宏观经济环境和市场波动外，政策变化以及政府官员的更替都会对企业的经营和决策产生影响(徐业坤等，2013)。李维安等(2010)认为民营企业的政治关联可以被看作是民营企业减少不确定性的一种路径选择。在我国的经济体系中，政府在关键经济资源的分配中依旧发挥着重要作用，因此与政府建立持续的、良好的关系有利于民营企业应对复杂多变的环境，以保证企业的存续和发展。正如pfeffer＆Salancik(1978)提出的资源依赖视角所说，对环境中得到关键资源缺乏控制造成了组织所面对的环境的不确定性，同时资源的重要性、稀缺性以及组织之间的竞争决定了组织对某种资源的依赖程度。而我国民营企业通过与政府建立联系，借用政府对关键资源的控制力来降低企业所面临的环境不确定性，这在一定程度上解释了企业寻求政治关联的动机。因此，提出假设3:面临环境不确定性程度越高的民营企业越倾向于建立政治关联。
(四)组织间的模仿效应民营企业通过与政府建立联系来达到获取资源、维持企业发展的目的。但是，仅从工具性的视角来分析企业的行为可能是不全面的。当政治关联成为一种常态，那么不存在政治关联的企业可能显得格格不入。新制度主义指出，组织通过选择或变革组织结构和行为以满足外部环境的期望，进而获得合法性(meyer＆Rowan，1977)。我国的民营企业多以“红帽子”的形式起家，先天性地对政治关联具有路径依赖(李维安等，2010)。这种依赖可能以认知和信念的形式延续下来并对后来者产生影响。如Dimaggio＆powell(1983)所说:对资源和客户的竞争、对政治权利与制度规范的遵从，共同导致了组织之间的同构性。而当许多组织采用同一种实践的时候，就提升了这种实践的合法性(tolbert＆Zucker，1983)。实证研究也表明，领域内的组织采用某种实践的比例会对其他公司的决策产生影响(Haunschild＆miner，1997)。而就我国的情况来说，超过一半的民营上市公司存在政治关联(李维安和徐业坤，2013)，而各行业中规模最大、绩效最好的企业也大多具有政治关联。政治关联已经成为我国民营上市公司中的普遍现象。面对复杂多变的环境，对领域内其他成功组织的模仿便(自然地)成为组织决策过程中成本最小的方案(Cyert＆march，1963)144－148。因此，提出假设4:同行业内建立政治关联的民营企业越多，企业越可能建立政治关联。
(五)金融危机的影响企业处境的变化会对企业的行为选择产生影响。在面对困境时，企业可能做出与平时不同的行为决策。陷入财务困境的企业往往需要寻求外部救助和扩张投资来摆脱困境(张功富和宋献中，2007)，而具有政治关联的民营企业更容易获得政府救助(新夫和宋玉，2014)。2008年爆发的金融危机对我国的企业造成了巨大的冲击，许多民营企业不得不通过寻求政府的帮助渡过难关。现有研究发现，金融危机使得政治关联的贷款效应更加显著(Faccioetal．，2006)。这说明在面临危机时政府更倾向于救助与其存在联系的企业，虽然这些企业的绩效可能更加糟糕(吕鹏，2013)。同时政治关联的贷款效应还会给企业价值带来负面影响(何镜清等，2013)，这可能源于政治关联企业的非效率投资(张敏等，2010)。在金融危机爆发后，企业面临的环境急剧恶化。企业所需的重要资源更加稀缺、更加难以获取。因此民营企业为了其存续和发展更需要借助政府的力量，这可能会导致民营企业对政治关联的依赖性进一步提升。因此，提出假设5:金融危机爆发后民营企业对政治关联的依赖上升。
三、研究设计
(一)变量定义1．被解释变量本文的被解释变量为民营企业的政治关联程度(pC)。为了更加全面地反应民营企业的政治关联程度，参考之前研究(新夫和宋玉，2014;徐业坤等，2013)的做法，本文同时关注了企业的实际控制人、董事长和总经理的政治身份。企业家自身的情况不同，其获得政治身份的方式也有所区别。其中，政府官员类的政治联系可以看作是“红帽子”现象在现阶段的体现，反映了政府对企业经济活动的干预(于蔚等，2012)。而人大代表、政协委员则体现了不同民营企业家参与政治活动的不同方式。吕鹏(2013)的研究表明，人大更倾向于吸纳中共党员以及在慈善事业和企业责任方面表现突出的企业家，而政协则更加偏好派和具有高学历的企业家。但无论如何，这些政治身份都是民营企业家建立政治关联，获得政府支持的路径选择。因此本文对其进行综合考察:当民营企业的实际控制人、董事长和总经理具有上述的任何一种政治身份时，则计一分，否则计零分。pC为三者计分的总和，最高为三分，最低为零分。2．解释变量本文使用企业的资产负债率(Leverage)来表征企业的融资需求。在我国，债务融资是企业外部融资的主要渠道。我国的民营企业遭受着银行的信贷歧视(张敏等，2010)，但同时相对于国有企业表现出更高的债务融资偏好(Zorn，2004)。因此财务杠杆水平低的民营企业具有更强的债务融资需求。本文采用企业的5年平均营业收入增长率来表征企业的成长性(Growth)。本文参考申慧慧等(2012)的做法，以公司五年的销售额作为因变量对年度自变量进行回归。将公司当年的年度自变量设定为5，上一年的设定为4，直至四年前的设定为1。回归的残差即是各年度的异常销售值。异常销售值的标准差与五年销售均值的比值即代表公司面临的不确定性。考虑到不同行业的差异性，我们采用上述比值再除以其行业均值，就得到经行业调整的不确定性指标(Uncertain)。参考之前研究(Zorn，2004)的方法，本文计算了行业中具有政治关联的民营企业的比例(Ratio)，以此来表征民营企业政治关联的普遍性。此外，本文引入了时期(period)虚拟变量以控制金融危机的影响。将2008年及以后的年份赋值为1，之前的赋值为0。3．控制变量考虑到与时期变量的共线性问题，本文没有引入年度虚拟变量，而是以当年的克强指数(KQin-dex)来控制当年经济环境的影响。参考花旗银行的做法，我们对发电量增幅、铁路货运增幅和贷款总量增幅三个指标分别赋权40%、25%和35%，以此计算出克强指数的数据。此外，考虑到大企业更可能建立政治关联，本文引入了总资产()，以控制公司规模的影响。为了控制行业的差异，本文引入了一组行业虚拟变量(industry)。
(二)数据来源本文选取了金融危机之前和之后各四年(2004－2011)作为样本的观察区间。这一方面是为了配合本文的研究假设，另一方面是由于更早的上市民营公司数量稀少、数据不全。而由于本文选取的部分指标需要上市公司前五年的数据，因此剔除了区间内上市不满五年的公司的数据，在剔除了其他数据不全的样本之后，最终得到了包含2746个公司－年的样本数据。本文所使用的政治关联数据由手工整理而成，公司财务数据来自CCeR和winD数据库。宏观经济数据摘自国家统计局网站。
(三)模型构建基于本文所使用的被解释变量的截取性质，选用托宾(tobit)模型进行估计以解决截取数据所带来的估计偏误。但是另一方面，线性模型豪斯曼检验的结果(chi2=53．71＊＊＊)表明随机效应模型的估计可能是有偏的。也就是说，考虑不同个体之间截距的差异是有必要的。但是，目前计量经济学界还未能有效地解决固定效应模型应用于tobit回归时的估计偏误问题。因此本文使用线性回归的固定效应模型(Fe)作为对照方法与tobit模型的回归结果进行比较。
四、研究结果
(一)描述性统计从表1描述性统计的结果我们可以看出，金融危机爆发之后(2008年之后)，我国民营企业政治关联程度(pC)的均值显著提升。这说明面对危机，我国的民营企业更加依赖政治关联的路径来保证企业的存续和发展，在一定程度上支持了假设5。此外，金融危机之后，我国民营企业的财务杠杆率(Leverage)有了显著下降，这一方面可能是由于银行借贷资本的紧缩迫使企业降低对借贷资本的依赖，另一方面也可能是企业面对金融风险主动调节的结果。同时我们发现，金融危机并没有对企业的成长性产生显著影响，这可能是由于企业通过加深与政府的联系来获取资源，从而维持了自身的成长性。这从另一个侧面支持了本文的假设2。企业面临的环境不确定性(Uncertain)在金融危机之后明显提高，而行业中建立政治关联的民营公司的比例(Ratio)在金融危机前后没有显著差异。
(二)回归结果表2中的第一列和第二列报告了整体样本的tobit模型和线性固定效应模型的回归结果。结果显示，公司的资产负债率指标(Leverage)在两个模型中的系数均为负，且在1%的水平上显著。这说明资产负债率低的公司更倾向于建立政治关联，验证了本文的假设1。成长性指标(Growth)在两个模型中的系数均在1%的水平上显著为正，说明成长率越高的公司越倾向于建立政治关联，这验证了本文的假设2。在tobit模型中，不确定性指标(Uncertain)的系数在1%的水平上显著，但其符号为负，这意味着企业面临的环境不确定性越低，越倾向于建立政治关联，与本文的假设3恰恰相反。这一效应在Fe模型中没有得到体现。同时在tobit模型中，政治关联的普遍性(Ratio)的回归系数显著为正，这说明企业所属行业中政治关联的普遍性对企业建立政治关联的倾向具有正向影响，验证了本文的假设4。最后，时期变量(period)的系数符号为正，且在1%的水平上显著，这说明在金融危机爆发之后，民营企业更加倾向于建立政治关联以寻求政府的庇护，借此来度过危机，这验证了本文的假设5。为了进一步观察金融危机带来的影响，我们将样本分为金融危机之前(2004－2007)和金融危机之后(2008－2011)两个子样本分别进行回归。我们发现，各子样本的tobit模型(第三、第五列)回归结果与总体样本没有显著区别。仅Uncertain变量2008－2011样本回归中的显著性有所下降。这可能是由于金融危机爆发后，系统性的环境不确定性削弱了企业个体之间的差异所导致的。描述性统计的结果也表明，2008－2011样本中Uncertain指标的标准差显著小于2004－2007的样本。在2004－2007的子样本Fe模型中(第四列)，各指标的系数都不显著，事实上，F检验的结果表明固定效应模型并不适用于这一子样本。而在2008－2011样本的Fe模型(第六列)中，Growth和Ratio的系数均显著为正。对比第四、第六列的结果我们发现，在金融危机爆发之后，民营企业为了应对危机，对政治关联形成了更强的路径依赖，这进一步验证了本文的假设5。同时，对比各模型的回归结果，我们发现tobit模型由于考虑了本文所用数据的截取性质，更加适用于本文的分析，解释力更强。
(三)进一步讨论在上面的回归中我们注意到，各模型中Uncertain的回归系数显著为负，这与我们的假设不符。考虑到本文以营业收入的稳定性作为度量企业面临的环境不确定性的指标，出现上述结果可能是由于业绩稳定的企业更可能得到政府的信任和支持，因此其建立政治关联的难度更低。但是另一方面，企业面临的不确定性可能促使其对其他企业进行模仿(徐业坤等，2013;新夫和宋玉，2014)。因此，虽然总体上不确定性与政治关联之间存在负相关关系，但是不确定性可能强化企业的模仿行为，从而与政治关联的普遍性具有正的协同作用。为此，我们设计如下回归模型。
(四)稳健性检验首先，由于政治关联同样会反过来影响企业各特征指标，因此本文的研究可能存在内生性问题。为此，我们将主要解释变量Leverage、Growth、Uncertain、Ratio进行了滞后一期处理后重新进行了回归，如表4第一、第二列所示，回归结果没有发生显著改变。其次，本文的被解释变量是由最终控制人、董事长和总经理的政治身份加总而来。考虑到部分民营企业的最终控制人、董事长和总经理在人员上重合的情况，可能给我们的估计带来偏差。因此，我们使用一个哑变量pC1代替我们的被解释变量，此变量当最终控制人、董事长和总经理至少有一人存在政治关联时取1，没有人在存在政治关联时取0。之后用Logit模型重新进行了回归。如表4第三列所示，回归结果没有显著改变。以上检验证明本文的研究结果是稳健的。
五、结论
回文对联篇10
关键词：图论，流体网络，水力分析，关联矩阵，建模
图论作为一门研究流体管网的得力工具，在暖通空调领域得到了广泛应用。利用这一工具进行燃气管网、供热管网、空调通风管网以及供水管网的水力计算和运行工况分析，推动了暖通空调行业的发展。
1流体网络基本方程
根据质量守衡（流体网络任一节点上的支路流量的代数和恒为零――根据基尔霍夫电流定律）和能量守衡（流体网络中任一回路内，支路的压降的代数和恒为零――根据基尔霍夫电压定律）两个原理[1]，这些流体输配管网应满足
式中：a流体网络图的基本关联矩阵，设管网的节点数为n，管段数为b，为一（n-1）×b阶矩阵；G管路流量向量，b维列向量；B流体网络图的独立回路矩阵，为一（b-n+1）×b阶矩阵；ΔH管路压降列向量，b维列向量；DH管路风机/水泵压头，b维列向量，当管段i上没有风机/水泵时，DH（i）=0，当管段i上有风机/水泵时，|DH（i）|为风机压头，风机方向与管路方向一致时，DH（i）取正，风机方向与管路方向相反时，DH（i）取负；S以管路阻抗s为元素的b×b维对角阵；Z管路起止节点位能差向量，b维列向量；|G|以管路流量的绝对值为元素的b×b维对角阵；p各节点相对于参考节点的压差向量，（n-1）维列向量。
2基本关联矩阵a、基本回路矩阵B，以及两者的关系
对于图1所示的图G，其节点数n=4，支路数b=6，节点和支路的编号及指向如图1中所示。它的关联矩阵aa为一n×b阶矩阵，其行对应于节点，其列对应于支路，而任一元素aij定义如下：aij=1，如果支路j和节点i关联，且支路j的方向离开节点i；aij=-1，如果支路j和节点i关联，且支路j的方向指向节点i；aij=0，如果支路j和节点i无关联。
因此，图1中的aa为：
将关联矩阵aa的任一行划去，所得的矩阵a的秩仍为n-1，这个矩阵实质上已经包含了aa的全部内容，划去的行所对应的节点vi即为参考节点，矩阵a称为以vi为参考节点的基本关联矩阵[3-4]。
可以用另一回路矩阵Ba来描述图1中图G的回路与支路的关联性质，Ba为s×b阶矩阵，其中s为G的回路数，b为支路数。在各回路中，预先标出该回路的方向，回路的方向可以按需要任意选择。则Ba的任一元素bij定义如下：bij=1，如果支路j在回路i中，且支路的方向与回路方向一致；bij=-1，如果支路j在回路i中，且支路的方向与回路的方向相反；bij=0，如果支路j不在回路i中。
对于一个节点数为n，支路数为b的连通图G，回路矩阵Ba的秩为m=b-n+1。可见，回路矩阵Ba中只有m行线性无关，将这m行取出来构成一个m×b的子矩阵，这个矩阵就完全能把Ba的信息表达清楚，且这m个回路是独立的，矩阵B称为图G的独立回路矩阵[3-4]。
基本关联矩阵a和独立回路矩阵B满足正交性，即
a・Bt=0（3）
由上式得出，只要知道了图G的基本关联矩阵，就可以求出它的独立回路矩阵[3-4]。
3基本关联矩阵的matLaB程序
本文选取一典型的VaV空调系统管网，抽象成一个网络图，共有n=60个节点、b=88条支路。该VaV空调系统的流体网络图的生成树，有n-1=59条树枝，余枝有b-n+1=29条，单余枝回路应有b-n+1=29[5]。
在进行了节点、支路的编号后，同时系统各支路的流量方向也是明确的（由实际工程系统决定）。根据所编制的程序，只需给出图的节点数、支路数和输入各管段的起、止节点编号便能生成系统网络图的关联矩阵，在给出参考节点编号后，就能得到参考节点的基本关联矩阵。依据文献【2】中的“二数组法”[2]，编制了该VaV空调系统管网网络图的基本关联矩阵的matLaB通用程序tulungljz.m：
functiona=tulungljz（branchnum，nodenum，l）
%branchnum为管段数，nodenum为节点数，l为参考节点的编号。
aa=zeros（nodenum，branchnum）；
fori=1：branchnum
branch=num2str（i）；
n1=input（strcat（'请输入第'，branch，'条管路起点的节点编号：'））；
n2=input（strcat（'请输入第'，branch，'条管路终点的节点编号：'））；
ia（i，1）=n1；ia（i，2）=n2；
aa（ia（i，1），i）=1；
aa（ia（i，2），i）=-1；
end%aa为关联矩阵
fori=1：nodenum-1
forj=1：branchnum
ifi
a（i，j）=aa（i，j）；
elseifi>=l
a（i，j）=aa（i+1，j）；
end
end
end%a为参考点的基本关联矩阵
可见，该程序简单，而且很接近对管网的描述，不易出错。
4整体计算的程序方框图
在以上工作的基础上，编制了用于计算各工况下VaV系统内压力-流量分布特性的整体计算程序。程序方框图见图2。图中δ为预先指定的精度，本文取δ=0.001。关联矩阵a、独立回路矩阵Bf按余枝在前，树枝在后的次序排列；流量列向量G、阻抗列向量s、压降列向量Δp按余枝在上、树枝在下的次序排列。节点压力列向量ptotnode，次序不变，仍是按节点的编号次序排列。所以：
给出某一工况下的初始条件包括送风机、回风机的风量与转速，各末端box阀位角θ，某些支路的阻抗s、余枝的初始流量GL，根据图2的程序方框图的计算程序，便可进行该VaV变风量空调系统运行工况下各节点各支路的压力、流量计算。