DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 2. 方法 2.1. 调查对象 本次调查共回收有效问卷132份，主要来自南方不同类型的高校，具体的样本分布数据如表1所示。 在性别方面，132名被调查者中男性占比30.3%，共计40人，女性占比69.7%，共计92人；在学校类型方面，985、211工程院校为27.1%，来自省、市重点院校的有55.2%，17.7%来自一般高校。在专业类方面，艺术类、理工类、文学类、管理类等专业几乎覆盖，但其中超过55%参与调查人员来自经管类专业。 2.2. 研究工具 第一部分是参与问卷调查者的基本信息，包括性别、年龄、所学专业等。 关于大学生创新能力的量表，在问题中对大学生创新能力基本现状和情况调查进行了设置，包含创新效率水平、创新能力和创新氛围等要素自评。7个项目(比如“我会针对问题提出构想或解决方式”、“我会冒着风险以支持新构想”)的量表。由于在成熟量表的基础上进行了较多的修订，采用Cronbach系数对量表进行了信度检验，采用因子分析对量表进行了效度检验。经检验，该子量表的信度系数是0.85。 对自我职业管理的研究问卷参考了马跃如(2010)自编的高科技企业经理人的自我职业生涯管理四个维度 [ 5 ] 和龙立荣、方俐洛(2002)自编的自我职业生涯管理五个维度(即职业探索、职业目标、继续学习、自我展示、注重关系) [ 6 ] 。最后，结合大学生的实际情况，对一些针对企业员工的字词进行修改，形成了本研究的自我职业生涯管理两个维度(职业探索、策略准备) 9个项目(比如我会为自己的职业发展制定计划)的量表。由于在成熟量表的基础上进行了较多的修订，采用Cronbach系数对量表进行了信度检验，该子量表的信度系数是0.82。 就业能力的结构与内涵研究比较多，观点各异，量表众多。本研究参考了贾利军(2007) [ 7 ] 和柯羽(2010) [ 8 ] 的研究结果，在此基础上进行修订陈自评量表，建设了符合大学毕业生的就业能力量表(项目如：我能够轻松地找到工作、我已经得到了工作录用通知)。主要从就业信心、就业过程的顺利两方面衡量。经检 Table 1 Sample Basic Fact Shee 变量 基本信息 频数 频次(%) 性别 男 41 31.06 女 91 68.93 专业 艺术类 18 13.63 理工类 27 20.45 文学类 12 9.09 管理类 75 56.81 表1. 样本基本情况表 验，该子量表的信度系数是0.86。 本研究采用SPSS17.0对数据进行分析处理。
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user: 3. 研究结果 3.1. 描述性统计和相关分析 本文采用Pearson相关系数来描述变量间的相关性，表2列出了由Pearson系数描述的创新能力、职业自我管理和就业能力的描述性统计结果。 如上表显示：大学生的创新能力、自我职业生涯管理和就业能力三个变量的均值分别为3.45、3.53和3.75，说明大多数大学生对自己的创新能力评价为中等水平，对自我职业管理和就业能力的评价为中等偏上的水平。 相关分析是衡量变量之间的线性和非线性关系强弱的工具，相关系数值介于−1和1之间，若系数值为0，则两个变量之间没有相关性，系数值为正即为正相关，系数值为负则为负相关，系数值的绝对值越大，两个变量之间的相关性就越高。表3是关于大学生创新能力、自我职业生涯管理、就业能力的相关分析的数据。 表3的数据分析结果显示，在0.01水平上，大学生的创新能力与自我职业生涯管理的相关性为0.371和0.504，相关系数都大于0，说明大学生创新能力与就业能力之间存在着显著的正相关关系；大学生创新能力与自我职业生涯管理也存在正相关关系。 而自我职业生涯管理与就业能力之间，相关系数达到了0.602，说明自我职业生涯管理与就业能力存在显著的正相关关系。 3.2. 回归分析 回归分析是一种数量统计分析方法，主要是分析变量之间的数量关系的，并且通过回归方程的形式来描述和反映这种关系。通过相关分析我们了解到，创新能力、职业自我管理和就业能力之间呈两两正相关关系。为了进一步探究其中的关系，我们再对其进行回归分析。 创新能力和职业自我管理的回归分析结果如表4；职业自我管理和就业能力的回归分析结果如表5。 表4的回归方差分析的F值为79.4，P = 0.00 < 0.01，说明模型拟合度很好。在0.01的显著水平上，创新能力对职业自我管理影响显著。可见，创新能力对职业自我管理会产生积极影响。当大学生的创新 Table 2 Descriptive statistical analysis of the three variables (N = 132 变量 极大值 极小值 均值 标准差 大学生的创新能力 4.00 1.93 3.45 0.656 职业自我管理 4.00 1.00 3.53 0.627 就业能力 4.00 1.00 3.75 0.615 表2. 三个变量的描述性统计分析结果(N = 132) Table 3 Relevant analysis of innovation capacity， career self-management， employability (N = 132 变量 创新能力 职业自我管理 就业能力 大学生的创新能力 职业自我管理 0.471** 就业能力 0.604** 0.802** 表3. 创新能力、职业自我管理、就业能力的相关分析(N = 132) **在0.01水平(双侧)上显著相关。 Table 4 Regression analysis of career self-management (N = 132 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig 常量 B 标准误差 1.168 0.328 3.547 0.00 创新能力 0.718 0.123 0.653 8.911 0.00 表4. 创新能力对职业自我管理的回归分析结果(N = 132) 因变量：职业自我管理。 Table 5 Regression analysis of employment self-management (N = 132 模型 非标准化系数 标准系数 t Sig 常量 B 标准误差 1.298 0.308 3.425 0.00 创新能力 0.623 0.113 0.553 8.711 0.00 表5. 职业自我管理对就业能力的回归分析结果(N = 132) 因变量：职业自我管理。 能力较强时，思维能力、冒险能力、实践能力更强，更偏向于随事物的发展改变做法，而这些动态实践能力使他们对于自我职业认知较为清晰，更加重视自身技能的培养与开发，合作能力和人际交往能力更好，由此可以制定更合理科学的自我职业生涯规划。 表5的回归方差分析的F值为76.3，P = 0.00 < 0.01，说明模型拟合度很好。在0.01的显著水平上，职业自我管理对就业能力影响显著。可见，职业自我管理确实会对就业能力产生积极影响。
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user: 4. 讨论和启示 4.1. 讨论 随着以知识和信息为主导的新经济时代的到来，组织的稳定性下降，企业组织的兼并、裁员、破产或倒闭层出不穷。职业管理的任务更多地落实到个人头上，职业自我管理显得尤其重要。自我职业管理是个人洞察自己和劳动力市场状况，形成职业目标和实现步骤，在职业生涯历程中获得反馈和职业提升的过程。但对调查数据统计分析后，我们看到：大学毕业生的自我职业管理水平并不是特别理想。因此，本科教育应该侧重强调自我职业管理，大学阶段是职业生涯探索阶段的后期，是职业探索与进入组织的衔接阶段，该阶段的职业意识、自我管理意识、确立目标等，对今后的职业发展均起着非常重要的作用。同时，大学本科教育应该肩负起对学生职业自我管理意识培养的重任。高校必须进一步改革原有的人才培养模式，以新的观念、新的思路来制定新的人才培养目标：重视学生的全面发展，注重学生专业基础扎实、知识较面宽的同时，应该特别关注综合素质，尤其是创新精神，积极进取的、善于对职业生涯进行自我管理的现代人才才是大学真正要培养的人才。应该针对自我职业管理指导和培养，设置和拓宽相关的公共课程。 创新思维训练课程可以帮助大学生提升创造力，根据我们的研究结果，创新能力对职业自我管理能力具有预测作用。因此，应该从提高创新能力方面着手，帮助提高大学生的职业自我管理能力。 除此之外，公关和礼仪方面的培训可以帮助大学生在用人单位面前树立良好的职业形象；咨询人才测评机构能够对学生的能力和潜力做一个全面的测评。并且，授课教师在传道解惑的过程中，也应该帮助学生谋划自己的职业方向，使其提升职业自我管理意识。 4.2. 启示：大学生创新能力培养的对策 1) 引导学生树立重视培养创新能力的观念。每一位学生必须树立起创新的观念，在日常生活和学习中留意身边事物，积极动脑思考，从多种方面多种途径认识事物，找到解决问题的方法，不断建立创新思路，改变依靠传统机械信息输入的模式，提取创新的方法和态度，使每一位大学生在学习生活中加强创新精神，培养创新思维。 2) 树立实践创新观念。再好的创新想法得不到实践的检验都是空谈，为了让大学生的创新理念得到实现，创新能力得到提高，将自己的知识得到应用，就要在学校内加强对创新实践的引导，开放实验室，切实提高学生的动手实验能力。设立有关创新创业实践的指导课程，为大学生实现创业实践提供引导。 3) 加强对高校相关课程的改革。当前，我国高校在设置课程方面，还是比较重视智力因素的教育，仍然是以灌输式的教学课程为主，比较注重专业基础知识的学习，但是对于创新型实践和开发大学生创新能力的课程仍然比较少见。在此情况下，要培养大学生的创新能力，必须从课程方面加以改革，在课堂上培养大学生创新思维精神，进行创新实践和思维的锻炼，通过大学生在课堂上不断提出新想法，敢于质疑权威来使大学生创新能力得到提升。 4) 改变评价机制，将学生创新活动与评价挂钩。高校对大学生评价大部分集中于学科成绩，对于大学生在校是否参加创新活动、是否参与创新实践不是特别重视，如此看来，高校对大学生评价的机制显然已经滞后于企业用人要求，不利于对创新能力的培养。因此，高校在对大学生的评价与奖学金的发放时，应该考虑将学生创新活动、创新实践与其挂钩，让大学生更加重视和意识到创新能力的重要性。 5) 加强资金技术支持，营造良好的创新氛围。高校应该加大对创新型比赛和活动的资金支持，多举办挑战杯等创新比赛，积极开展创新活动方面的知识讲座，创业指导等，让大学生生活在一个具有浓厚创新氛围的大学里，在此环境的熏陶下让创新能力得到潜移默化的提升。
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user: 摘 要 随着国家经济的迅速发展，粮食生产作为其重要基础，不仅关系到国家的生存，而且关系到国民经济的发展，粮食作物播种面积是保证国家粮食生产的重要途径，研究粮食作物播种面积具有重要意义。不少学者认为粮食净进口量、城乡收入比、农业机械总动力、第一产业就业人口、化肥施用量这五个因素是影响粮食作物播种面积的主要因素，为综合度量粮食作物播种面积的影响程度，本文增加了受灾面积、有效灌溉面积、农业总产值、粮食产量变量来进一步分析。由于这些变量影响粮食种植面积有不确定和动态性，为更好的研究它们之间的关系，本文采用多元线性回归法、逐步回归法得出农业机械总动力、受灾面积、粮食净进口量、粮食产量对粮食作物播种面积有促进作用，城乡收入比、农业总产值对粮食作物播种面积有抑制作用，并据此对今后粮食播种面积的发展提出了建议。 关键词 :粮食作物播种面积，Matlab，多元回归分析，逐步回归法 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 粮食不仅是人们日常生活的必需食品，也是经济和社会发展的重要基础，具有不可小觑的重要作用 [ 1 ] 。一方面，随着人口增加、耕地减少、水资源短缺、气候变化、环境污染等问题日益突出，另一方面，来自国际方面粮食市场的竞争和冲击，导致中国粮食生产面临着相当大的挑战与风险。目前国内学者对粮食产量问题已经做了大量研究：何春花等 [ 2 ] 通过对河南省粮食产量分阶段分析得到粮食作物播种面积、化肥施用量和农林牧渔的总人数是贡献率位于前三的影响因素；史铁丑等 [ 3 ] 认为粮食的生产需要土地，中国人均耕地面积稀少不到世界人均耕地面积的一半，为了确保中国粮食安全，研究粮食作物播种面积及其影响因素有重要意义；王春娟等 [ 4 ] 认为影响粮食波动的最大因素为播种面积和粮食单产，及相关系列文献都提出研究粮食作物播种面积尤为重要。 根据国家“十三五”规划建议提出的“坚持最严格的耕地保护制度，坚守耕地红线，实施藏粮于地、藏粮于技”粮食战略。在国家重视耕地面积的同时，由于环境污染、贫富经济差加剧、城市化、工业化等原因，都会导致耕地面积的减少，因此，如何保证粮食作物播种面积的增加，充分地利用耕地面积显得十分必要，基于此研究我国粮食作物播种面积的影响因素，能够更加具体反应粮食作物播种面积变化。 目前粮食作物播种面积国内研究：陈婧 [ 5 ] 建立BP网络动态仿真模型，对黑龙江省未来粮食播种面积进行预测；丁立超 [ 6 ] 利用指数平滑法对粮食作物播种面积进行预测，得出未来几年内我国粮食作物播种面积将呈逐年增加趋势；马馨悦 [ 7 ] 认为最低价收购政策的实施和城乡收入差距对粮食种植面积有着至关重要的作用；周玲等 [ 8 ] 通过机器学习建模方法实证分析发现，影响我国粮食种植面积的主要因素有农业劳动力比重、农业机械总动力、农用化肥施用量等；赵红燕等 [ 9 ] 研究粮食最低收购价政策执行效果，对可能影响粮食种植面积的数个指标进行相关性分析，找出相关性系数较高的三个指标：第一产业就业人口、粮食净进口量、农机总功率；陈巧燕 [ 10 ] 等应用C-D生产函数模型和逐步多元回归分析法，表明粮食播种面积对粮食产量具有显著的正向作用；朱园等 [ 11 ] 利用协整分析和Granger因果检验对江苏省农作物播种面积与农业经济增长之间的长期均衡关系，认为江苏省粮食作物播种面积对农业总产值的增长起到很大作用。 据上述文献研究发现，影响粮食作物播种面积的因素有粮食净进口量、城乡收入比、农业机械总动力、化肥施用量、第一产业就业人口等。基于考虑影响因素的全面性，对前人的工作进一步拓展，本文首先增加了受灾面积和有效灌溉面积因素，以对环境问题和设备资源问题在粮食作物播种面积方面的影响进行探索，然后受部分学者 [ 10 ] [ 11 ] 提出的粮食播种面积对粮食产量和农业总产值有显著正向作用启发，考虑到上一年粮食产量和农业总产值对粮食播种面积的作用关系未知，本文继而增加了农业总产值和粮食产量，最后综合以上影响因素定量分析哪些因素对我国粮食作物播种面积影响显著，并据此对今后粮食播种面积的发展提出参考建议。
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user: 2. 数据分析 2.1. 数据来源及变量 本文所用数据来源于中华人民共和国国家统计局 [ 12 ] ，在其中国统计年鉴网页上查阅了从1996年到2016年间我国农业的部分数据，其余数据来源于中国农村统计年鉴。这些数据的名称分别为粮食作物播种面积(千公顷)、粮食净进口量(万吨)、城乡收入比、农业机械总动力(万千瓦)、受灾面积、第一产业就业人口、化肥施用量(万吨)、有效灌溉面积(千公顷)、农业总产值(亿元)、粮食产量(万吨)，各变量名称如表1所示。 2.2. 数据说明 1) 粮食净进口量：随着我国粮食缺口加大和粮食进口量的增加，我国已转变为粮食净进口国。因此，使用粮食净进口量来描述粮食进出口量情况，粮食净进口量 = 进口量 − 出口量。 2) 城乡收入比：改革开放以来，我国城乡居民收入差距不断增大，成为急需解决的社会问题。为了研究其对粮食种植面积的影响，引入城乡居民收入差距指数进行分析。城乡居民收入差距指数 = 城镇居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入。 3) 第一产业就业人口数：农民是种植业的主体，农民数量的变化直接影响农业生产力的变化，因此，在考虑影响粮食种植面积时，我们将农业的劳动人口数量作为影响因素之一，为方便数据查询，用第一 Table 1 Explanatory note for each variabl 变量 变量说明(单位) 粮食作物播种面积(千公顷) 粮食净进口量(万吨) 城乡收入比 农业机械总动力(万千瓦) 受灾面积 第一产业就业人口(人) 化肥施用量(万吨) 有效灌溉面积(千公顷) 农业总产值(亿元) 粮食产量(万吨) 表1. 各变量说明 产业就业人口数代替农村劳动力人口数。 4) 农业机械总动力：代表国内农业机械化程度。随着农业的发展，机械化逐渐取代人力耕种，生产力大大增加，在我国农业劳动人口逐年减少的情况下，机械化程度对保证粮食种植面积有着不可厚非的影响。 2.3. 数据标准化 数据标准化是统计学上常用的方法，本文的数据处理方法是标准差标准化，这种方法基于原始数据的均值 和方差 进行数据的标准化。对变量进行的标准差标准化可以消除量纲(单位)影响和变量自身变异的影响。本文所使用的样本数据都通过Matlab软件首先进行了标准差标准化处理。 2.4. 变量相关系数 相关系数的大小，可以初步判断模型回归线性的强弱，现给出相关系数公式： 相关系数的大小表示相关系数的相关程度不一样： 1) 若 ，称为完全正相关， 称为完全负相关； 2) 若 ，表示没有线性关系； 3) 若 ，则称有“一定程度”的线性关系， 越接近于1，则线性相关程度越高，越接近于0，则线性相关程度越低。 本文使用Matlab软件对变量之间的相关系数进行了计算，结果如表2所示。 2.5. 数据初步分析 从样本的相关系数表可以看出粮食作物播种面积与粮食产量、城乡收入比、农业总产值、第一产业就业人口，粮食净进口量有较强的线性相关性。接下来使用Matlab软件对样本数据进行回归，来更详细的说明粮食作物播种面积与九个自变量之间的关系。
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user: 4. 结论与建议 4.1. 结论 本文基于多元线性回归法、逐步回归法对粮食作物播种面积影响因素进行分析，通过所建立的最佳模型4及其调整拟合优度为0.9775，得出结论： 1) 对粮食播种面积贡献最为明显的是农业机械总动力，其次分别粮食产量、城乡收入比、受灾面积，影响最大的是农业总产值，影响最小的是粮食净进口量。 2) 有效灌溉面积、第一产业就业人口、化肥施用量不能有效影响粮食作物播种面积。 3) 农业机械总动力、受灾面积、粮食净进口量、粮食产量对粮食作物播种面积有促进作用，城乡收入比、农业总产值对粮食作物播种面积有抑制作用。 4.2. 建议 随着我国城市经济的快速发展，城乡收入比逐年加大，农民缺乏粮食种植的动力和信心，导致粮食作物面积减少，建议国家出台更多惠农政策，使得农民从中获利，增加种粮的积极性。粮食受灾面积的增加，导致单位面积内的粮食产量的减少，国家可以在一定程度上去治理受灾耕地，从而促进粮食作物播种面积的增加。进一步的机械化程度加深，会让农民生产效率得到显著提高，有利于农民种植播种面积的扩大，因此，国家在制定相关政策时要加快研发机械技术步伐，尽可能加大机械在农村的普及力度，这与我国制定的“十三五”规划中实施“藏粮于地、藏粮于技”粮食战略相一致。
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user: 摘 要 在综合前人研究成果的基础上，结合钻井地质、铸体薄片鉴定、分析化验及相关测试资料，对安岳地区须家河组储集砂岩岩石学特征进行了简要分析。结果表明，储层砂岩主要是岩屑长石砂岩及长石岩屑砂岩为主，其次有长石石英砂岩及岩屑石英砂岩。储集空间主要发育粒间孔、粒内溶孔、铸模孔、晶间微孔、粒缘缝和破裂缝。砂岩储层属于低孔低渗和特低孔特低渗储层。储层排驱压力高、饱和中值压力高，属于细孔微喉型储层。 关键词 :安岳地区，须家河组，物性特征，储层特征 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 1.1. 选题依据及研究意义 安岳地区天然气自二十世纪五十年代末开始勘探以来，以须家河组、雷口坡组为主要目的层。由于须家河组储层属于低孔、低渗，特低孔、特低渗储层，非均质性强，气、水纵向分布复杂；沉积储层展布及油气藏储层物性下限不清；储层成岩演化与孔隙发育匹配关系及有利砂体分布尚欠研究，致使须家河组气藏的勘探步履艰难，未能取得突破性进展。因此，开展对研究区须家河组的沉积相、储层特征及储层成岩作用及储层分布等研究可为研究区须家河组油气藏的勘探及进一步开发提供必要的地质依据。本文研究重点在于弄清须家河组储层物性和孔隙结构特征。 1.2. 致密砂岩储层国内外研究现状 致密低渗透气藏开发技术以美国、加拿大较为成熟。二十世纪六、七十年代，美国为缓解能源危机带来的国内天然气储采比失调，增大了致密气藏的勘探开发，从技术上开展了新技术和多种试验(如大型水力加砂压裂等)。二十世纪八十年代以来，随着油气勘探工作的不断深入以及新理论、新技术、新研究方法的不断涌现，为传统的储层研究注入了新的活力。主要的发展有： ① 从宏观到微观，不仅研究宏观储层物性及展布特征，还深入研究储层的微观孔隙结构特征。 D. J. Soeder等(1987~1990) [ 1 ] [ 2 ] 利用岩芯对岩石孔隙结构特征进行了实验研究，并结合实例提出：致密砂岩中孔隙包括颗粒支撑孔、缝状溶蚀孔和基质支撑孔三类。并指出砂岩渗透性能降低的基本原因是：标准的致密砂岩孔隙由颗粒支撑孔组成，而孔喉被自生的粘土矿物、方解石或其他杂质堵塞。 ② 静态和动态研究相结合，储层静态特征的研究包括储层的岩性、沉积类型、成岩作用特点、孔隙成因类型等，储层动态特征的研究包括利用动态资料研究储层的物性参数、认识储层的分布和井间非均质特征等。 W. J. Lee等(1994) [ 3 ] 利用试井、测井等技术结合岩芯观察等对三个实际气藏的储层特征进行了研究，并在此基础上对气藏的生产潜力进行了评价，对储层改造措施进行了优化设计。 ③ 多学科交叉，通过储层沉积学、地质统计学、测井地质学、高分辨率地震技术研究储层特征及分布规律。 Terrilyn M. Olson (1998) [ 4 ] 提出了根据测井资料利用神经网络方法预测低渗透气藏的孔隙度和渗透率的方法，并用两个气田的实例进行了说明，应用表明，人工神经网络法是一种根据测井资料预测储层参数的有效方法。 廖曦等(2001) [ 5 ] 采用Landmark公司Open Works软件建立勘探数据库，并根据地层岩性、电性特征，对川西白马庙地区侏罗系蓬莱镇组气藏进行了描述。
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user: 2. 区域地质概况 四川盆地的大地构造单元隶属于扬子准地台西北部的一个次一级构造单元，为一个由盆地周边的褶皱和断裂围限起来的大型构造沉积盆地 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 。范围以七跃山断裂为东界，峨眉—瓦山断裂为南界，龙门山断裂为西界，城口断裂为北界，外貌近似菱形(图1)。盆内构造以龙泉山和华蓥山断裂为界，可划分为川西坳陷低陡带(龙泉山以西)、川中古隆中斜平缓带(龙泉山和华蓥山之间)、川东南斜坡高陡带(华蓥山以东)三个二级构造单元。本论文所研究的范围为安岳地区，位于川中古隆中斜平缓构造区龙女寺构造群中段。研究区须家河组底界局部构造属龙女寺构造，位于川中古隆中斜平缓构造区中段。总体为西高东低的一个单斜，局部有小构造、小地垒、小地堑 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] 。川中构造区形成于喜马拉雅运动时期(早期SN向挤压作用和中晚期NE-SW向扭转作用)，为一区域性挤压构造和挤压-走滑(旋转)构造的复合带 [ 12 ] 。 上三叠统须家河组是中三叠世雷口坡组侵蚀面上的碎屑岩沉积，纵向上一般可细分为六段 [ 13 ] [ 14 ] ，须一、须三、须五段以泥岩、页岩为主夹薄层粉砂岩、炭质页岩和煤线，须二、须四、须六段以灰色、灰白色细~中砂岩为主夹薄层泥岩。 由于须家河组沉积前中三叠统侵蚀面(雷口坡组残丘和洼地)起伏变化较大，须家河组沉积时对雷顶古地貌有填平补齐作用，因此须家河组厚度差异较大。据研究区内须家河组厚度资料，须家河组厚度介于533.5~712.6 m之间，呈现由西北向南东逐渐减薄趋势。
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user: 3. 储层岩石学特征 3.1. 岩石类型 根据安岳地区9口井岩心样品的砂岩薄片鉴定等资料表明，石英含量在60%~80%之间，通常为70%左右；长石含量小于25%，平均13%；岩屑组分较为复杂，含量较高：10%~30%，通常为17%左右。岩性主要是岩屑长石砂岩及长石岩屑砂岩为主，其次有长石石英砂岩及岩屑石英砂岩(图2)。砂岩颗粒大多呈次圆状，分选较中-好。 3.2. 结构特征 储层砂岩颗粒分选以中-好为主，磨圆度多呈次棱角-次圆状，以次圆状为主。支撑类型普遍以颗粒支撑为主，颗粒间接触强度以线接触、点-线接触，线-凹凸接触为主。砂岩中填隙物结构类型以杂基－胶结物混合填隙为主，胶结类型以孔隙－接触式胶结和接触式胶结为主，孔隙式胶结次之。 3.3. 填隙物成分特征 填隙物包括杂基和胶结物两部分，杂基在岩石中含量主要在为4%~7%，杂基主要由黏土矿物组成。砂岩中胶结物成分主要为二氧化硅和方解石，整个目的层段均有发育，胶结物含量普遍小于10%。 1.一级深断裂 2.二级基底断裂 3.三级断裂 4.盆地边界 5.构造分区边界 6.岩浆岩 7.前震旦系；①安宁河 ②龙门山 ③城口；(1)彭灌 (2)熊坡 (3)龙泉山 (4)华蓥山 (5)七跃山 (6)万源 (7)峨眉-瓦山 (8)汉源 (9)普熊河 (10)垭都 (11)昭通 图1. 区域构造及工区位置图(据康仁东2009) 图2. 安岳区块须家河组砂岩三端元组分分类图
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user: 4. 储层孔隙结构特征 4.1. 孔隙类型 通过细致的岩芯、铸体薄片观察、扫描电镜分析、及压汞等技术手段研究发现，安岳地区须家河组储层主要发育粒间孔、粒内溶孔、铸模孔、晶间微孔、粒缘缝和破裂缝(图3~6)。 4.2. 孔隙结构 根据安岳地区须家河组18口井的压汞资料分析，须家河组储层具有孔喉半径小，有效孔喉少，孔喉分选差的特点。排驱压力高，平均值为1.32665 Mpa，中值压力也较高，其平均值10.664 Mpa，中值孔喉半径小，半径值多为0.037~0.194 μm，反映油气难进入储层之中(表1)。
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user: 6. 结论 1) 须家河组储集岩以岩屑长石砂岩及长石岩屑砂岩为主，其次为长石石英砂岩及岩屑石英砂岩。砂岩颗粒分选以中-好为主，磨圆度多呈次棱角-次圆状，以次圆状为主。反映了储集层砂岩成熟度较高，结构成熟度较高的特点。 2) 须家河组储层属于低孔低渗和特低孔特低渗储层。孔隙度与渗透率基本上呈正相关。 3) 须家河组储层孔隙类型主要有粒间孔、粒内溶孔、铸模孔、晶间微孔、粒缘缝和破裂缝，空隙结构具有孔喉半径小，有效孔喉少，孔喉分选差的特点。
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user: 摘 要 目的：探讨肝细胞癌(HCC)CD44v6和FN表达及其意义。方法：应用免疫组化染色EliVision TM plus二步法检测140例HCC组织中CD44v6和FN蛋白表达，结合随访资料进行分析。结果：CD44v6和FN在HCC中阳性表达率分别为42.9%和35.7%。CD44v6阳性表达的HCC转移率高(P < 0.05)，分化程度及患者5年生存率低(P < 0.05)；FN阳性表达的HCC转移率低(P < 0.05)，分化程度及患者5年生存率高(P < 0.05)。CD44v6表达与FN表达呈负相关(r = −0.46)。结论：CD44v6和FN表达与HCC分化程度、浸润转移和患者生存期密切相关，联合检测CD44v6和FN蛋白表达可作为判断HCC预后有价值的参考指标。 关键词 :肝细胞性肝癌，CD44v6，FN，肿瘤转移 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 肝细胞癌(hepatocellular carcinoma， HCC)是原发性肝癌的主要类型，约占肝癌的85%~90%，在人类恶性肿瘤死亡原因中位居第三，半数以上病例死于中国，5年生存率8.9% [ 1 ] [ 2 ] [ 3 ] 。局部浸润和远处转移是影响HCC患者生存的重要因素，与多种基因及其蛋白产物的表达异常有关 [ 2 ] - [ 11 ] 。本文采用免疫组化染色EliVision TM plus二步法检测140例HCC组织白细胞分化抗原44变异体6 (CD44v6)和纤黏连蛋白(Fibronectin， FN)的表达，探讨它们之间的相关性，结合临床随访资料分析其表达与HCC浸润、转移和患者预后的关系。
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user: 2. 资料与方法 2.1. 一般资料 本研究的病例来自2000年11月至2011年2月在中国人民解放军第251医院手术切除的原发性HCC标本140例，其中男90例，女50例；年龄27~73岁，平均年龄(48.6 ± 8.8)岁。肉眼形态：巨块型63例，结节型54例，弥漫型23例。肿瘤大小：≤5 cm 48例，>5 cm 92例。按Edmondson分级标准I~II级为高分化癌56例，III~IV级为低分化癌84例。伴有淋巴结、肝内、肝外转移者63例，无转移者77例。140例HCC患者中随访满5年者84例，其中死亡62例，存活22例。选取距癌灶 2cm 的癌旁肝组织30例和尸检正常肝组织10例作为对照。研究方案通过医院伦理委员会批准，所有患者及家属均签署知情同意书。 2.2. 纳入标准 1) 原发性HCC，手术切除后病理诊断确诊。 2) 年龄 ≥ 18岁，≤80岁。 3) AFP ≥ 400 µg/L，并能触及肝脏肿块或影像学检查有肝癌特征的占位性病变。 4) AFP < 400 µg/L，并有两种影像学检查有肝癌特征的占位性病变或有两种肝癌标志物(AFP异质体，异常凝血酶原，γ-谷氨酰转肽酶同工酶II及α-L-岩藻糖苷酶等)阳性及一种影像学检查有肝癌特征的占位性病变。 5) 术前未曾接受过介入治疗、射频及其它间质治疗、化学治疗、放射治疗、免疫治疗、中药治疗及生物靶向治疗等。 2.3. 排除标准 1) 术前肝穿刺活检或手术切除后病理诊断为原发性胆管细胞癌。 2) 转移性肝癌。 3) 肝肉瘤或肝肉瘤样癌等其它少见恶性肿瘤。 4) 年龄 < 18岁，>80岁。 5) 术前曾接受过抗癌治疗措施。 6) 妊娠患者。 7) 活动性肝病或其它严重肝肾疾病。 8) 其它系统性疾病。 2.4. 免疫组化染色方法 手术标本均行常规HE染色。取相邻切片行免疫组化染色。即用型鼠抗人CD44v6和FN单克隆抗体、EliVision试剂盒和二氨基联苯胺显色剂均购自福州迈新生物技术开发有限公司。所有标本均经10%中性甲醛固定，石蜡包埋，常规制备4 μm厚连续切片，65℃烘烤备用。采用EliVision TM plus二步法，主要操作步骤 [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] ：① 石蜡切片脱蜡至水，微波(micro-wave， MW) 5 (输出功率90 W，下同)档，磷酸盐缓冲液(PBS)洗1 min × 3；② 微波-枸橼酸钠缓冲液(0.01 mol∙L −1 ， PH 6.0)修复抗原，MW3档(输出功率150 W) 2 min，MW5档2 × 5 min，自然冷却至近室温时自来水洗，PBS洗1 min × 3；③ MW5档，在甲醇-双氧水中封闭内源性过氧化物酶2 min，PBS洗1 min × 3；④ 加一抗，4℃冰箱过夜，从冰箱中取出后，MW5档5 min，PBS洗2 min × 3；⑤ 加聚合物增强剂，室温下孵育20 min，PBS洗2 min × 3；⑥ 加生物素化鼠抗人IgG (1:300)，37℃、30 min，MW5档5 min，PBS洗2 min × 3；⑦ 3，3'-二氨基联苯胺(Diaminobenzidine， DAB-H 2 O 2 )显色10 min；自来水终止显色；⑧ 苏木素复染0.5~1.0 min；⑨常规酒精脱水，二甲苯透明，中性树胶封片。以公司提供的已知CD44v6和FN阳性染色切片作阳性对照，磷酸盐缓冲液代替一抗作阴性对照。 2.5. 判定标准 阳性颗粒呈棕黄色或棕褐色，由2位有经验的病理医师在光学显微镜下进行双盲观察，按染色深浅强度评分：无染色0分，棕黄色1分，棕褐色2分；按染色癌细胞所占比例评分：≤30% 1分，31%~70% 2分，≥71% 3分。每例按两项评分之和定性：0分阴性(−)，1~3分弱阳性(+)，4~6分强阳性(++)。弱阳性和强阳性均计为阳性。 2.6. 统计学处理 数据资料应用SPSS17.0统计软件进行χ 2 检验及相关分析，检验水准α = 0.05。
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user: 3. 结果 3.1. CD44v6和FN在HCC组织、癌旁肝组织和正常肝组织中的表达 CD44v6阳性染色主要见于细胞质和细胞膜，FN阳性染色主要见于细胞膜和细胞质。HCC组织 140例中CD44v6和FN阳性率分别为42.9% (60/140)和35.7% (50/140)。癌旁肝组织30例中CD44v6弱阳性表达3例(阳性率10%)，FN均呈不同程度的阳性表达(阳性率100%)。正常肝组织10例中CD44v6均阴性，FN均呈不同程度的阳性表达。χ 2 检验，CD44v6阳性率在HCC中显著高于癌旁肝组织和正常肝组织(χ 2 = 11.435， χ 2 = 7.143， P < 0.05)，FN阳性率在HCC中显著低于癌旁肝组织和正常肝组织(χ 2 = 40.982，χ 2 = 16.071， P < 0.05)。 3.2. CD44v6和FN表达与HCC临床病理特征的关系 两者表达在不同性别、年龄、肿瘤肉眼形态及大小之间差异无统计学意义(P > 0.05)，在不同分化程度及有无转移之间差异有统计学意义(见表1)。 3.3. CD44v6和FN表达与HCC预后的关系 在随访满5年的患者中，CD44v6阳性者死亡率高，生存率低；FN阳性者死亡率低，生存率高(见表1)。 3.4. CD44v6和FN表达之间的关系 在CD44v6阳性表达的60例HCC中，FN阳性表达4例(6.7%)，在CD44v6阴性的80例HCC中，FN阳性表达46例(55.5%)。CD44v6与FN表达呈显著负相关(P < 0.05， r = −0.46)。 Table 1 The relationships between the expression of CD44v6 and FN and clinicopathologic feature of HC 临床病理指标 n CD44v6 FN − + ++ 阳性(%) − + ++ 阳性(%) 性别 男 90 49 20 21 41 (45.6) 54 19 17 36 (40.0) 女 50 31 9 10 19 (38.0) 36 7 7 14 (28.0) 年龄 ≤40 51 30 10 11 21 (41.2) 37 7 7 14 (27.5) >40 89 50 19 20 39 (43.8) 53 19 17 36 (40.4) 肉眼形态 巨块型 63 34 15 14 29 (46.0) 39 10 14 24 (38.1) 结节型 54 32 9 13 22 (40.7) 36 11 7 18 (33.3) 弥漫型 23 14 5 4 9 (39.1) 15 5 3 8 (34.8) 肿瘤大小 ≤5 cm 48 24 13 11 24 (50.0) 34 8 6 14 (29.2) >5 cm 92 56 16 20 36 (39.1) 56 18 18 36 (39.1) 分化程度 高分化 56 39 10 7 17 (30.4) 28 9 19 28 (50.0) 低分化 84 41 19 24 43 (48.8) * 62 17 5 22 (26.2) * 转移 无 77 54 14 9 23 (29.9) 37 18 22 40 (51.9) 有 63 26 15 22 37 (58.7) △ 53 8 2 10 (15.9) △ 随访满5年者 生存 22 13 6 3 9 (40.9) 3 7 12 19 (86.4) 死亡 62 20 18 24 42 (67.7) # 39 13 10 23 (37.1) # 表1. CD44v6和FN表达与HCC临床病理特征的关系 注：与高分化组比较 * P < 0.05；与无转移组比较 △ P < 0.05；与生存组比较 # P < 0.05。
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user: 4. 讨论 癌基因研究结果发现，恶性肿瘤发生发展的各个时期至少有两种或两种以上功能不同的癌基因或抑癌基因的异常表达，前者的激活及后者的突变失活等发挥了不同作用，协同促进细胞癌变。HCC发病隐匿，恶性度高，侵袭力强，细胞与细胞或细胞与基质之间黏附特性的异常在浸润和转移过程中发挥了重要作用。近年已发现不少包括甲胎蛋白(AFP)在内的与HCC发生发展、浸润转移相关的肿瘤标志物，其应用价值在临床诊疗中不断得到肯定。 CD44是一种整合膜糖蛋白，作为淋巴细胞的归巢受体和透明质酸酶的主要受体，能连接细胞基质中的FN、层黏蛋白、I型胶原、透明质酸以及骨架蛋白，参与细胞伪足形成，导致细胞形态和游动性改变。CD44v6是CD44的一种拼接变异体，其表达可改变肿瘤细胞表面黏附分子的构成和功能，有助于肿瘤细胞获得转移潜能。CD44v6的高表达与胃癌、结肠癌、黑色素瘤等多种恶性肿瘤的发生发展、浸润转移密切相关，被认为是一种独立的预后指标 [ 17 ] [ 18 ] ，与HCC分化程度及临床分期密切相关 [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 。FN是一种多功能基质糖蛋白，为基质和基底膜的主要黏合蛋白成分，介导了细胞间及细胞与细胞外基质的相互黏附作用，是维持机体完整性及防御机制的重要物质，在胶原合成、调节网状内皮系统功能、维持内环境平衡、修复肝细胞损伤等方面具有重要作用，其表达水平可反应肝细胞受损程度，与肝硬化及HCC的发生发展相关 [ 9 ] [ 10 ] 。细胞FN和基膜FN的减少和缺失，可导致癌细胞黏附性下降，通过破坏基底膜，逃脱周围束缚，发生浸润和转移。 本组研究资料表明，CD44v6在癌旁肝组织中仅少量呈弱阳性表达，在正常肝组织中均为阴性表达，FN在癌旁肝组织及正常肝组织中均呈不同程度的阳性表达。在HCC组织中CD44v6阳性率显著高于癌旁肝组织和正常肝组织，FN阳性率显著低于癌旁肝组织和正常肝组织。CD44v6表达阳性的HCC分化程度低，转移率高，患者5年生存率低，FN阳性表达的HCC分化程度高，转移率低，患者5年生存率高，表明CD44v6表达上调和FN表达下调与HCC分化程度、浸润转移及患者生存期密切相关。笔者还观察到，在HCC组织中两者表达呈显著负相关，提示它们在HCC恶性发展过程中可能具有相互诱导或负调控的协同作用。联合检测CD44v6和FN有助于了解其临床病理进程，提高对其生物学特性、尤其是浸润能力和转移潜能的判断水平。深入研究它们在HCC中的作用机制，对评估患者预后、随访中及时发现复发、指导临床采用再手术或其它抗癌治疗综合措施具有一定指导意义 [ 19 ] [ 20 ] 。
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user: 5. 结论 CD44v6和FN表达与HCC分化程度、浸润转移和患者生存期密切相关，联合检测CD44v6和FN蛋白表达可作为判断HCC预后有价值的参考指标。
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user: 摘 要 几何相位是量子力学中的一个重要概念，通过使用Lewis-Riesenfeld不变理论，我们提出了超导磁通量子比特的可控耦合的几何相位。 关键词 :几何相位，超导磁通量子比特的可控耦合 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 1984年Berry研究发现，在绝热过程中量子力学波函数存在一个不可积的具有几何性质的相位因子，它不同于通常的动力学相位因子。这一发现在许多物理领域的几何相位因子已被广泛研究和证实，并逐渐通过相关实验证实。在最近20多年里，几何相位因子的研究已经成为量子力学中最重要的基本问题之一，其基本概念几乎渗透到物理学的各个领域 [ 1 ] - [ 32 ] 。本文将通过使用Lewis-Riesenfeld不变理论，我们将研究超导磁通量子比特的可控耦合的几何相位。
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user: 2. 模型 根据参考文献 [ 33 ] ，超导通量量子位的可控耦合的有效伪螺旋哈密尔顿算子可以写为 (1) 其中 是对应的隧道矩阵元素， 量子比特上的偏差，并且 是磁通基中的Pauli矩阵，且 。我们令 (2) 所以(1)式中的哈密顿量可以写成 (3) 其中 and 是Pauli矩阵中的元素且 ， (4)
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user: 3. 动力学与几何相位 为了完整性，我们首先说明Lewis-Riesenfeld (L-R)不变的理论 [ 34 ] 。对于其哈密顿量是时间相关的一维系统，则存在称为不变的算子，如果它满足等式 (5) 给出了时间相关不变量 的特征值方程 (6) 其中 ， 该系统的时间相关的薛定谔方程是 (7) 根据L-R不变理论，方程(7)的特定解|λn，t>仅与相位因子exp [iδn(t)]不同于特征函数|λn，t> (8) 这表明 形成等式(7)的解的完整集合。然后薛定谔方程(7)的通解如下 (9) 其中 对此系统描述的哈密顿量(3)式，我们可以定义不变量如下 (11) 代入方程(3)和(11)和(5)得到 (12) (13) 为了获得与时间无关的不变量，我们可以引入么正算符 如果我们让非保利矩阵的第三分量的系数为零，由于有限的空间，这里不再给出这些关系，则出现时间无关的不变量 (14) 以下关系成立 (15) 通过使用Baker-Campbell-Hausdoff公式 [ 35 ] (16) ，当满足以下等式时容易发现 (17) 有 (18) 几何相位为 (19) 显然，该几何相位是纯几何的，具有可观察效应。我们期望未来的实验能检测到。这对未来的应用有潜在的价值。
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user: 4. 结论 在本文中，我们研究了超导通量量子位的可控耦合中的几何相位。我们发现几何相位与偏置电压，隧道项矩阵元以及对称约瑟夫逊能量的耦合器无关，是纯几何效应，且具有实验上可观察性质。我们期望未来在新器件中得到检验。
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user: 摘 要 文本以1998~2014年之间共17年的A + H股交叉上市的公司为研究样本，并在A股上市公司中选取可比较的匹配样本，采用一对多的样本匹配方法，探讨两者间的会计信息质量差异。通过描述性统计和方差分析发现A + H股交叉上市公司的会计信息质量好于A股上市公司的会计信息质量，新会计准则的颁布，加大了A + H股交叉上市公司和A股上市公司之间会计信息质量的差异。 关键词 :会计信息质量，交叉上市，A + H股，会计准则 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 研究背景 随着我国交叉上市的飞速发展，关于交叉上市的研究也引发了社会各界越来越多的关注。王亚星等(2012)研究发现，上市公司在境外资本市场的交叉上市，能够降低交易成本、减缓信息不对称程度 [ 1 ] 。上市公司所披露的财务报告信息，能引起股市波动，越是高质量的会计信息，越是能够增加股市的利好反映，从而增强投资者对公司的信心和认可。Fernandes，Ferreira (2008)研究发现，境外上市对上市公司的信息披露质量能够产生影响，能够对其起到推动作用 [ 2 ] 。因此，对交叉上市公司会计信息质量的研究，对于投资者、上市公司、以及政府监管部门的意义尤为重要。 由于法律、经济、政策、文化等多重影响和制约，A + H股交叉上市成为我国企业的主要选择。截止到2015年5月，总共有87家公司A + H股交叉上市。王化成等(2008)研究发现，A + H股交叉上市能够改善公司治理，公司治理机制改善后，能够促使财务决策优化，从而提高企业价值，并以此促进企业价值的增加 [ 3 ] 。安灵等(2014)通过研究发现A + H股交叉上市能够有效地抑制企业管理层操纵会计盈余，提高企业会计信息透明度 [ 4 ] 。 综上所述，从国内外对于交叉上市与会计信息质量研究的文献看，将A + H股交叉上市与会计信息质量结合研究的文献较少。在关于会计信息质量的研究中，盈余质量指标的使用最为宽泛，大多数研究都将其作为会计信息质量的代理变量，例如刘启亮等(2013)、叶青(2012)、李青原(2009)、Fang (Frank) Yu (2008)等 [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] [ 8 ] 。Jones (1991)，Friedlan (1994)，Sweeney (1994)等研究发现企业进行盈余管理具有不同的动机，并且公司高层变动以及很多关于公司的重要变化都会导致盈余管理行为 [ 9 ] [ 10 ] [ 11 ] 。De Fond (2010)发现在过去二十年里，盈余质量大幅增长的关键因素是美国证交会对上市公司的盈余管理进行了广泛而严厉的指控 [ 12 ] 。陈小悦、肖星、过晓艳(2000)研究发现，上市公司普遍存在盈余管理行为 [ 13 ] 。 在新会计准则颁布后，国内学者对新准则与盈余管理做了以下方面的研究。王元芳和葛晓舰(2009)分别分析了引入公允价值计量属性对上市公司盈余管理行为的影响。他们均认为，新会计准则的合理运用，能够在一定程度上防范和制止上市公司的某些盈余管理行为 [ 14 ] 。吴克平等(2013)实证分析了A股市场的股票样本，发现在新会计准则实施后，可操控的应计利润有所上升 [ 15 ] 。刘永涛(2011)发现实施新会计准则后，上市公司的盈余管理行为并没有得到有效的抑制 [ 16 ] 。
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user: 2. 理论分析与研究假设 由于香港更严格的法律保护、更好的投资者保护，其资本市场更加健全，更加完善，因此，赴港上市，成为内地公司交叉上市的首选，公司披露的会计信息能够迅速地反映到股价中去，投资者往往都十分关注年报中所披露的信息，并以此作为其投资决策的依据。 且由于内地与香港的会计准则历史沿革不同，香港会计准则深受英国会计准则与国际准则的双重影响，信息披露制度更加健全，A + H股交叉上市公司受到内地和香港的双重监管，有理由相信A + H股交叉上市公司的会计信息质量与A股公司的有所不同，并且应当好于后者。基于以上论述，提出假设： H 1 ：A + H股交叉上市公司的会计信息质量高于A股上市公司的会计信息质量。 对于新会计准则是否能有效遏制我国上市公司盈余管理行为，还是在一定程度上扩大可操纵的盈余管理空间这一问题，理论界的确存在两种不同的看法，一种即新会计准则扩大了盈余管理的空间，降低了盈余质量，另一种是新会计准则约束了盈余管理，提高了盈余质量。时间比较近的研究，例如吴克平等(2013)显示，A股市场的股票在新会计准则实施后，可操控的应计利润有所上升，这说明新准则使得盈余管理的空间扩大了。基于以上分析，提出假设： H 2 ：新会计准则的实施，会加大A + H股交叉上市公司和A股上市公司之间的会计信息质量的差异。
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user: 3. 样本选取与模型构建 3.1. 样本选取 本文选取1998~2014期间17年的A + H股交叉上市的公司样本；其次根据以往研究惯例，剔除金融保险行业的上市公司样本；同时剔除财务指标和数据有所缺失的年份；最后，同年同行业中，以总资产和账面市值比的上下50%作为标准，采用一对多的匹配方式，选取A股上市公司作为匹配样本。行业按中证指数行业分类，数据来源resset数据库。 3.2. 模型构建 本文使用修正的Jones模型，来自于Fang (Frank) Yu (2008)，通过回归模型得到可操纵的应计项目，通过比较可操纵的应计项目来估计盈余管理的程度，衡量盈余质量的高低。具体变量定义如表1所示。各项财务指标来自resset金融数据库。 首先，为了得到操控性应计利润，由公式1，通过OLS回归分析得到估计的系数 ， ， 。 (1) 然后利用估计得到的 ， ， ，由公式2，计算不可操控性的应计利润。 (2) 由此，可以推导出可操控性应计利润见公式3。 (3) 取DA的绝对值为盈余质量的代表变量，DA的绝对值越小，越接近于0，就说明该公司的盈余质量越高，会计信息质量越好。 为进一步验证假设，使用来自Dechow (2010)中的两个研究模型，测度盈余质量，即盈余持续性和盈余反应系数，进行稳健性检验。企业的会计盈余波动幅度显著影响着盈余的持续性，波动程度过大会破坏现金盈余的预测能力。盈余持续性越好，企业的盈余质量越好 [ 17 ] 。具体方程见公式4。 (4) 盈余反映系数也是测度盈余质量的重要指标。盈余反应系数(Earnings Response Coefficient)简称ERC，是表示市场对不一样的会计盈余质量的反应敏感度，衡量的是会计盈余与股票报酬率之间的关系。ERC越高就代表其会计盈余的质量就越高。ERC模型如公式5所示。 Table 1 Description of variable 变量名 变量描述 DA i，t 公司i在t年的可操纵性应计利润 /DA i，t / 公司i在t年的可操纵的应计利润的绝对值 CROSS 公司为交叉上市取1，反之为0 TA i，t 公司i在t年的总应计利润(净利润 − 经营活动现金流) A i，t 公司i在t年末的总资产 REV i，t 公司i在t年的产品销售收入差(本期 − 上期) PPE i，t 公司i在t年末的固定资产 NDA i，t 公司i在t年的非操纵性应计利润 AR i，t 公司i在t年的应收账款差(本期应收账款 − 上期应收账款) Earnings t 公司在t年的资产收益率(ROA) EarningsSurprise t 公司在t年的资产收益率(ROA)差(本期 − 上期) Ret t 公司在t年的年股票收益率 LEV 公司的资产负债率 ROA 公司的资产收益率 GROWTH 公司的营业收入增长率 CFO 公司的经营现金流量(当年现金流量除以上年末总资产) PPE 公司的固定资产增长率 表1. 变量定义 (5) 对这两个模型分别回归后，对比交叉上市公司与匹配样本的系数β值以及R 2 的值的大小。β值以及R 2 值越高代表盈余质量越好，会计信息质量也越好。
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user: 4. 实证分析 4.1. 描述性统计及方差分析 表2是全样本的描述性统计结果和方差分析结果，从均值和中位数可看出，A + H股交叉上市公司的可操控的应计利润绝对值数据都比A股上市公司的小，更接近于0，并且两组数据差异显著。说明A + H股交叉上市公司的会计信息质量要好于A股上市公司的会计信息质量。 为进一步研究交叉上市对会计信息质量的影响，进行虚拟变量回归。使用DA的绝对值作为被解释变量，引入是否为交叉上市的虚拟变量(CROSS)，A+H股交叉上市取1，A股上市公司取0，并加入影响盈余质量的基本公司财务因素作为控制变量(CONTROL)，分别是：资产负债率(LEV)、资产收益率(ROA)、营业收入增长率(GROWTH)、公司的当年的经营现金流(CFO)、固定资产增长率(PPE)，具体变量定义见表1，公式如式6所示： (6) 下面对被解释变量、解释变量、控制变量进行相关性分析。 由表3可知，变量之间的相关关系较弱，各变量间不存在多重共线性。下面进行虚拟变量回归，回归的结果如表4所示。M1列是仅有虚拟变量的回归，从结果看，显著性在5%水平上，虚拟变量显著为 Table 2 Descriptive statistics and analysis of varianc 变量 A+H股样本 A股样本 差异显著程度 DA绝对值 均值 中位数 观测量 均值 中位数 观测量 F值 P值 0.0531 0.0389 561 0.0608 0.0437 4112 8.71 0.0032 表2. DA的绝对值全样本描述性统计和方差分析结果 Table 3 Pearson correlations among regression variable 相关性/T值 DA CROSS LEV ROA GROWTH CFO PPE DA 1 ----- CROSS −0.0338 ** 1 (−2.30) ----- LEV 0.1813 *** −0.0234 1 (12.52) (−1.59) ----- ROA 0.4745 *** 0.0146 −0.1758 *** 1 (36.62) (1.00) (−12.13) ----- GROWTH 0.0818 *** −0.0113 −0.0043 0.0136 1 (5.57) (−0.76) (−0.29) (0.92) ----- CFO −0.2794 *** 0.0514 *** −0.0713 *** −0.1096 *** 0.0367 ** 1 (−19.76) (3.49) (−4.86) (−7.49) (2.49) ----- PPE 0.0436 *** −0.0053 −0.0351 ** 0.0269 * 0.0275 * 0.0092 1 (2.96) (−0.36) (−2.38) (1.83) (1.87) (0.62) ----- 表3. 相关系数表 Table 4 Results of regressions of dummy variabl M1 M2 M3 C 0.0681 *** 0.0145 *** 0.0156 *** (36.06) (5.15) (5.43) CROSS −0.0125 ** −0.0086 * (−2.30) (−1.95) LEV 0.0799 *** 0.0798 *** (21.00) (20.97) ROA 0.0042 *** 0.0042 *** (40.56) (40.60) GROWTH 0.0022 *** 0.0022 *** (6.95) (6.93) CFO −0.2120 *** −0.2107 *** (−17.50) (−17.38) PPE 0.0054 *** 0.0054 *** (3.27) (3.25) R 2 0.0011 0.3479 0.3484 表4. 虚拟变量回归结果 负；M2列是控制变量和DA的绝对值的回归；M3列是虚拟变量、控制变量以及DA的绝对值的回归，从结果看来，显著性在10%水平上，虚拟变量仍然为负；交叉上市与DA的绝对值呈负相关关系，因此，对比A股上市公司，A + H股交叉上市公司的盈余质量更好，会计信息质量更高。
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user: 5. 结论 本文针对1998~2014年之间的A + H股交叉上市的87家公司，采用配对的方法，研究其会计信息质量与A股上市公司的差别，以盈余质量表征会计信息质量，比较两者会计信息质量优劣，并以新会计准则的颁布为背景，进一步研究会计准则对交叉上市的影响。 最终得出结论：A + H股交叉上市公司的会计信息质量好于A股上市公司的会计信息质量；新会计准则的实施，加大A + H股交叉上市公司和A股上市公司之间的会计信息质量的差异。 香港会计准则对公允价值的要求很高，作为国际三大金融中心之一，香港的市场化程度较高，各项法律、准则都很完善，市场价格机制完善，信息交易系统健全。正是在这样的环境中，公允价值的获得相对比较容易。由于更严格的法律机制，上市公司能够通过提高会计信息质量更好地解决信任难题。由于捆绑理论存在，香港市场比内地A股市场具有更好的投资者法律保护、更严格的市场约束与披露要求，公司进入香港市场上市后，公司价值与公司治理能够得到更大提升。 本文根据研究结论提出以下政策性建议：首先，上市公司应当提高信息披露质量；其次，证券监管部门应当加强对上市公司会计信息质量的监管；再次，由于交叉上市能够提高公司治理水平，改善公司会计信息质量，从而促使公司成长，因此，证券监管部门应适当鼓励公司的交叉上市行为。