存在性检验范文
存在性检验范文（精选7篇）
存在性检验 第1篇
在经济全球化深入发展的有力推动下, 国际服务贸易迅速发展的同时, 中国的服务贸易也得到了蓬勃发展。而通过历年服务贸易的统计数据可知, 中国服务贸易存在较严重的逆差, 这表明了我国服务贸易国际竞争力不足, 因此促进服务出口是推动服务贸易平衡发展的关键。从国内产业层面来看, 中国服务业增加值占GDP的比重与发达国家相差甚远, 由此可见我国服务业在国际市场上的整体竞争力水平低下。一个产业的国际竞争力在很大程度上取决于这个产业综合的企业竞争力, 2015年2月, 国务院在《关于加快发展服务贸易的若干意见》中提到了培育服务贸易市场主体, 打造一批主业突出、竞争力强的大型服务业企业, 积极开拓海外市场, 以加快推动国内服务产业转型升级, 不断提升服务贸易的国际竞争力。因此, 运用我国服务企业的数据研究其出口行为对于提升我国服务贸易的国际地位与增强服务贸易竞争力具有重要的现实意义。
关于异质性企业贸易理论的研究, 自该理论提出后一直是学者们关注的焦点。近年来, Bernard等 (2003) [1]、Helpman等 (2004) [2]等学者运用各国的工业企业数据证实了生产率较高的企业选择出口而生产率低的企业选择本土市场或者退出市场这一结论。但是, 赵伟、赵金亮和韩媛媛 (2011) [3]基于中国2000年~2003年的工业企业数据进行经验分析发现, 劳动生产率对企业出口决策具有显著负向影响, 而全要素生产率表现出稳健的正向影响。相较于劳动生产率只考虑了人们在生产中的劳动效率, 全要素生产率的来源包括技术进步、组织创新、专业化和生产创新等。由此可见, 技术进步、创新等对工业企业的出口具有促进作用, 而服务业是一个大量使用劳动力并且对技术和设备的依赖程度相对较低的产业, 对于服务企业而言, 劳动生产率和全要素生产率对其出口决策的影响是否与工业企业相反以及影响程度的大小都是有待研究的问题。
然而, 一些学者通过对中国工业企业数据的实证研究得出了不一样的结论, 即出口企业的生产率低于内销企业, 学者们称之为“出口—生产率悖论” (李春顶、尹翔硕, 2009[4];马述忠、郑博文, 2010[5]等) 。在前人研究的基础上, 李春顶 (2010) [6]进一步细分行业、地区、企业所有制、加工贸易企业等探寻出口企业和内销企业的生产率差异, 发现加工贸易企业是“出口—生产率悖论”的原因, 剔除加工贸易企业后则“悖论”消失。加工贸易是利用本国的生产能力和技术将进口原料、材料或零件加工成成品后再出口的业务, 服务和技术的投入是加工贸易中不可或缺的环节, 那么服务企业是否同样面临着加工贸易企业中出现的“出口—生产率悖论”问题, 这对研究企业异质性对服务企业出口行为的影响具有重要意义。
由以上综述可以发现, 国内外对于企业异质性理论的研究主要集中于工业企业, 在服务业领域, 大多数学者以整个产业为研究对象, 鲜有学者考虑到更能反映出口与生产率关系的企业层面。因此, 本文选取中国服务业7个行业2010年~2014年的数据, 通过用总量法和均值法两种方法测算并比较中国服务业出口企业和非出口企业的生产率来检验出口企业“悖论”的存在性。
2 出口企业的“生产率悖论”检验
2.1 数据来源及其描述
由于目前中国没有服务业企业的相关数据库, 所以计算服务业企业的生产率所需的微观数据是比较难获取的。目前运用到服务企业数据的文献是王恕立、刘军 (2014) [7]运用1999年~2002年世界银行提供的企业层面调查数据考察了中国服务企业TFP的资源再配置效应, 但是由于该数据在2003年后并没有持续更新, 对于检验我国服务企业是否存在“出口—生产率悖论”现象来说并不适用, 并且不能很好地反映我国服务企业近几年的现状。
因此, 本文将研究对象定为2010年~2014年在我国上海和深圳上市的服务业A股的企业, 上市公司是我国企业中的优秀企业, 具有一定的代表性, 因此其数据在反映我国服务企业的基本特征上也具有一定的代表性。企业出口数据来源于大智慧证券信息平台和各上市公司公布的年报, 企业的其他相关数据则来源于CSMAR国泰安数据库。本文按照最新的证监会行业分类标准选取了服务业7个行业中所有的企业作为样本, 代码及行业名称分别为F (批发、零售业) 、G (交通运输、仓储业) 、I (信息传输、信息技术服务业) 、J (金融业) 、K (房地产业) 、L (租赁和商务服务业) 、M (专业技术服务业) 。为了测算的准确性, 对数据按以下要求进行筛选: (1) 需要改股而尚未改股的S类和有退市风险的ST企业; (2) 关键变量观测值缺失的企业。
经过筛选后共得到262个企业的数据。本文主要通过比较出口企业与非出口企业的生产率高低来检验“悖论”的存在性, 所以需要对出口企业和非出口企业进行分类, 把出口额大于0的企业定为出口企业, 出口额等于0的企业划分为非出口企业。划分后有出口企业45个, 非出口企业217个。
2.2 生产率测算
其中i表示单位企业, t代表年份。因此得到TFP的计算公式:
测算生产率时, 大多数学者运用的是企业生产率的平均值, 而汤二子、刘海洋 (2011) [8]计算企业生产率时发现运用总量法和均值法得到的企业生产率不同, 并且得到的出口企业是否具有生产率“悖论”的结果也相应不同。因此, 本文采用总量法和均值法分别测算生产率, 可以更好地反映出口企业和非出口企业的生产率的整体状况。
通过总量法计算企业的劳动生产率及近似全要素生产率的公式如下:
均值法测算生产率的公式即为:
2.3 全国数据检验结果
用2010年~2014年我国服务业7个行业中的所有企业的数据计算并比较其生产率, 得到关于全国总体服务企业“出口—生产率悖论”的存在性结果如表1所示。
从表1可知, 用总量法测算的LTFP和ATFP在每年里都显示出“生产率悖论”的存在性, 即每年不管是出口企业的劳动生产率还是近似全要素生产率都比非出口企业的低。然而用均值法计算的LTFP和ATFP只有在2010年和2012年显示服务企业存在“悖论”, 在2011年LTFP和ATFP出现了相反的结论, 2013年与2014年里, 均值法测算的LTFP和ATFP都没有表现出“悖论”, 即在这两年里出口企业的生产率高于非出口企业的生产率。
2.4 分行业检验结果
为了进一步的分析“悖论”的存在性, 本文将服务业分为7个行业, 并对服务企业进行分行业检验, 检验结果如表2所示。
由表2可以发现, 虽然分行业检验得出的结果比总体数据的结果差异更大, 但是分行业检验的结果同样显示了我国服务企业存在“生产率悖论”。总体上, 运用均值法测算得出的存在“生产率悖论”的行业多于总量法测算的存在“悖论”的行业个数, 其中, 用总量法测算LTFP和ATFP时, 用LTFP检验出存在“生产率悖论”的行业个数多于用ATFP检验出存在“生产率悖论”的行业数, 然而均值法则正好相反。检验结果还具有如下特征。
注:A表示ATFP, L表示LTFP;√表示存在生产率悖论, ×表示不存在生产率悖论
注:A表示ATFP, L表示LTFP;√表示存在生产率悖论, ×表示不存在生产率悖论
(1) 总量法和均值法在检验每个行业“悖论”存在性时, 只有G行业 (交通运输、仓储业) 和I行业 (信息传输、信息技术服务业) 存在较大的差异, 其他行业差异不大;
(2) 在均值法和总量法测算中, 不管用LTFP还是ATFP测算, F行业 (批发、零售业) 和L行业 (租赁和商务服务业) 都不存在“出口——生产率悖论”的现象, 而M行业 (专业技术服务业) 的出口企业则存在“悖论”;
(3) 在G行业 (交通运输、仓储业) 中, 使用LTFP测试得出“悖论”的行业, 用ATFP检验也存在“悖论”, 而用ATFP检验认为存在“悖论”的行业用LTFP检测却不一定能得出“悖论”的存在性。可能是由于该行业出口企业的资本与劳动的比率比较大, 从而使得LTFP比较大 (“悖论”是不存在的) , 然而所增长的资本并没有被有效地利用, 是以出口企业的ATFP又相对较小 (“悖论”存在) 。而I行业 (信息传输、信息技术服务业) 的检验结果则相反, 可能是因为该行业出口企业的资本与劳动的比率较低但是对要素使用效率很高。
2.5 分地区检验结果
为了了解出口企业的“生产率悖论”是否具有地域特征, 本文进行分地区检验, 按照国家规定的中国区域划分方法, 将服务企业的所在地划分为华北、华东、华南、西南、西北、东北、华中这七个区域, 并对各个区域的出口企业“生产率悖论”的存在性进行检验。检验结果如表3所示。
与上文两种检验结果相似的是分地区检验依然证实了中国服务企业存在“出口——生产率悖论”。但在分地区检验的结果中, 均值法和总量法得出的结论差异更小, 只有华东地区得出的结果几乎相反。华北地区和西南地区的出口企业明显的存在“悖论”, 而华南地区与西北地区的出口企业则不存在“悖论”的现象。
3 企业生产率与出口相关性检验
检验结果证实, 中国服务企业存在“出口——生产率悖论”, 接下来将通过计量模型对服务企业的生产率与出口的相关性进行检验, 检验结果见表4。
影响企业出口规模的因素有很多, 主要有企业生产率、企业规模、企业盈利情况等, 由于服务企业的数据获取受限, 因此, 实证检验中主要选取以下变量: (1) 出口规模 (EX) , 用企业的出口值表示; (2) 生产率 (ATFP/LTFP) ; (3) 总资产 (TA) ; (4) 企业规模 (K) , 用服务企业固定资产净额表示; (5) 企业盈利状况 (PRO) , 用企业年度利润除以当年营业收入表示。
并根据研究需要建立以下计量模型:
模型1:
模型2:
从表4中可以得出以下结果。 (1) 不管是LTFP还是ATFP, 服务企业生产率与出口规模成正相关关系, 但是由于该模型并没有考虑非出口企业, 所以实证结果可能只是符合已经从事出口的服务企业, 即生产率高的出口企业定会扩大出口、提高出口额, 这一结果符合企业的出口现象。因此, 我们需要从另一个角度来考虑服务企业生产率与出口决策的相关性问题。从结果中可知, 服务业企业的全要素生产率的系数并不显著, 说明服务企业的出口与该企业的生产率并无关系, 生产率并不是我国服务企业出口决策的唯一因素, 否定了我国服务企业“自我选择”假说。因此, 验证了我国服务企业并不是只有生产率高的企业选择出口, 也符合分行业、分地区“悖论”存在性检验的结果。 (2) 与近似全要素生产率相比, 劳动生产率具有更高的显著性, 这一结果与我国服务业的行业特征相符。虽然我国服务业近几年发展迅速, 但与发达国家相比, 我国服务业仍是以传统服务业为主, 劳动力在服务业中仍占据着主要地位, 从而劳动生产率与企业的出口规模有较大的关系。 (3) 服务企业的总资产和固定资产净额与出口规模具有显著的正相关关系, 这说明我国服务企业可能依靠扩大企业自身规模从而获取出口竞争优势。
4 结语
本文通过用总量法和均值法两种方法测算并比较中国服务业出口企业和非出口企业的生产率来检验出口企业“悖论”的存在性, 根据检验, 结果可以看出, 出口企业是存在“悖论”的, 即出口企业的生产率要比非出口企业的低。在此基础上, 本文检验了生产率与服务企业出口规模之间的相关性, 结果表明, 虽然服务企业生产率与出口成正相关, 但是服务业企业的全要素生产率的系数并不显著, 说明服务企业的出口与该企业的生产率并无关系, 这否定了我国服务企业“自我选择”假说。因此, 验证了我国服务企业并不是只有生产率高的企业选择出口, 也与分行业、分地区“悖论”存在性检验的结果相符。
注:A表示ATFP, L表示LTFP;√表示存在生产率悖论, ×表示不存在生产率悖论, —表示该区域无出口企业
对于我国服务企业存在“出口——生产率悖论”的原因可能是因为“成本病”的问题, 相对于制造业, 服务业生产率更较难以提高, 从而服务业生产率会在一定程度上低于一般制造业的生产率。由Melitz的企业异质性贸易理论可知, 只有生产率高于国际市场生产率的企业, 才有可能克服出口所要承担的额外成本, 从出口中获取经济利润。但是服务业由于存在“成本病”的问题, 所以生产率低于国际市场生产率, 很多企业难以克服因出口造成的额外成本, 从而生产率高的服务企业未必会选择出口, 出口企业的生产率也未必比非出口企业的高。因此造成了我国服务企业存在“出口——生产率悖论”的现象。由于数据的可得性, 本文并没有实证检验服务企业的“成本病”对出口的影响, 这是本文的不足之处, 也是进一步研究的方向。
参考文献
[1]Bernard A, Eaton J, Jensen J B, et al.Plants and Productivity in International Trade[J].American Economic Review, 2003 (93) .
[2]Helpman E, Melitz M, Yeaple S.Exports VS FDI with Heterogeneous Firms[J].American Economic Review, 2004 (94) .
[3]赵伟, 赵金亮, 韩媛媛.异质性、沉没成本与中国本土企业出口决定:来自中国微观企业的经验证据[J].世界经济, 2011 (4) .
[4]李春顶, 尹翔硕.我国出口企业的“生产率悖论”及其解释[J].财贸经济, 2009 (11) .
[5]马述忠, 郑博文.中国企业出口行为与生产率关系的历史回溯:2001-2007[J].浙江大学学报 (人文社会科学版) , 2010, 5 (40) .
[6]李春顶.中国出口企业是否存在“生产率悖论”:基于中国制造业企业数据的检验[J].世界经济, 2010 (7) .
[7]王恕立, 刘军.中国服务企业生产率异质性与资源再配置效应——与制造业企业相同吗?[J].数量经济技术经济研究, 2014 (5) .
存在性检验 第2篇
一、引言
以资本资产定价模型 (CAPM) 为代表的传统金融学是以理性人假设和有效市场假说为基础发展起来的关于投资者在最优投资组合决策和资本市场均衡状态下各种证券价格如何决定的理论体系, 而实际情况是:并不是所有的投资者都会以理性的态度做决策。大量的国内外研究也发现投资者的情绪、性格、感觉等主观因素产生的认知偏差在投资过程中有着不可忽视的作用, 影响着投资者的决策。尤其是20世纪70年代末以来, 金融学家们在标准金融学理论的实践应用中发现大量诸如规模效应、日历效应、羊群效应等现象不能得到合理解释。为了解释这些市场异象, 金融学家们将心理学纳入研究当中, 提出了行为金融理论, 其中一个重要成果就是Shefrin和Statman (1994) 提出的行为资本资产定价模型 (BAPM) 。他们构筑的行为资产定价模型将理性的信息交易者和非理性的噪音交易者在市场上的交互作用同时纳入资产定价框架, 两类投资者在市场上相互影响, 共同决定资本市场的价格。
既然BAPM更贴近实际, 那么在我国的证券市场上BAPM是否更加适用呢?我国的证券市场是否存在噪声呢?这就是本文要解决的问题。本文将通过应用更为合理客观的动量指数 (在下文阐述) 以我国上海A股股票市场数据为研究对象做尝试性的实证研究, 找出我国股票市场噪声交易者风险存在的证据。
二、噪声交易理论
(一) 噪声
噪声的概念最早由Black在1986年提出。在其发表的《Noise》一文中, 噪声被定义为一切能不同程度地使资产价格偏离资产价值的因素和事件, 噪声在行为金融理论里是与信息相对的。根据Black对噪声的定义, 金融市场上的噪声可以表述为:金融资产价值偏离资产均衡价值的状态。B1ack认为市场存在另一类交易者, 他们不拥有内部消息并非理性地把噪声当作有效信息进行交易, 并把这种交易者称为“噪声交易者”, 他认为:噪声交易者占交易者总量的相当大的一个比例, 正是噪声交易的存在, 才使得高流动性的资本市场得以存在;噪声交易越多市场的流通性越好。通常噪声交易者都是乐观的, 常常高估赢利和低估风险。由于乐观, 他们更倾向于购买更多的股票并因此而推动价格上涨。当别人都买进时噪声交易者也买进, 当别人都卖出时噪声交易者也卖出, 因此通常会看到这种现象, 噪声交易者在价格已经很低的时候卖出, 而在价格已经很高的时候买进。
(二) 噪声交易者风险
证券市场上噪声交易者所承受的额外风险称之为噪声交易者风险, 这一概念首先由De Long和Shleifer在1990年提出, 指的是证券市场上噪声交易者所承受的额外风险, 同时也是噪声交易者施加给市场的风险。它是由于非理性行为的存在而产生的, 是同时反作用于证券市场使得噪声交易者也会施加给市场一定的风险。我国的证券市场是个新兴市场, 其中的噪声交易者占交易者总量相当大的比例, 其势力足以占据市场的主导地位, 使得信息交易者的套利行为难以完全消除其对价格的影响, 资产价格就会趋近于噪声交易者所估计的基本价值。因此, 在我国的证券市场上就会创造出这种额外的系统性风险噪声交易者风险 (Noise Trader Risk, 简称NTR) 。在数量上即为标准β和行为β的差值, 下文有述。
三、噪声实证检验指标动量指数 (dynamic volume index) DVI的构建
(一) 动量指数
噪声检验的前提就是要构建一个合理的动量指数。在传统金融学的研究范畴内, 一般采用整个证券市场的所有证券作为市场组合, 如标准-普尔500指数的收益率代表市场收益率。由于行为资产定价模型是考虑了市场上噪声交易者的影响, 因此需要构建一个反映噪声交易者过度交易的新的市场指数来计算行为资产定价模型中的行为β。两位澳大利亚金融经济学家Vikash Bora Ramiah和Sinclair Davidson对BAPM中行为β的估算做了一定的研究, 提出了行为资产定价模型的实证检验方法。为了估算行为β提出了动量指数的概念, 并用澳大利亚股票市场的数据进行了实证检验, 他们的BAPM采用行为市场组合即动量指数DVI的收益率代替了CAPM中的传统市场组合, 使得BAPM用行为贝塔代替了CAPM中的传统贝塔。所做的研究表明澳大利亚的证券市场存在一定的噪声, 行为贝塔的值大多低于传统贝塔。Vikash Bora Ramiah和Sinclair Davidson认为构建的动量指数要反映投资者情绪, 交易量反映了不同投资者对某种证券未来价格的不同看法, 交易量在平均值以上的证券被认为是被交易者偏好的, 存在噪声交易者的可能性也更大。因此建立了以交易量为基础的动量指数, 但由于市场上“流行”可能每日有所变化, 动量指数所包含的证券也必须每日调整。DVI指数的计算公式为:
其中Sit和Si0分别表示t时刻与0时刻按交易量标准选入构建DVI证券i的发行在外的数量, Pit和Pi0分别表示t时刻与0时刻证券i的价格, 是一个调整乘子。DVI指数以一个向量的形式出现, 它构成一个时间序列。由于BAPM在估计的过程中用考虑了噪声交易者风险的DVI来描述风险即行为β, DVI指数已经反映出投资者的情感 (即噪声) , 从而稀释了部分系统风险, 相应贝塔值就下降了。如同DVI指数一样, 行为贝塔是一个动态的概念, 因此BAPM的估价是不再含有噪声的, 只会反映一个剔除了NTR的较低的风险, 得到的行为贝塔就应当小于传统贝塔, 反映出来的差值即为噪声交易者风险NTR。
(二) 用换手率构建动量指数
澳大利亚金融经济学家Vikash Bora Ramiah和Sinclair Davidson对BAPM中行为β的估算只是简单的以原始交易量的大小来作为选择标准, 而原始交易量是由噪声交易量和信息交易量两部分构成的, 所以分离出与噪声交易有关的部分, 该部分的变化才能更好地描述市场中噪声交易状况, 体现噪声交易者风险的大小, 从而使BAPM的回归分析更合理、有效。因此本文将构建相对合理的动量指数来反映投资者的情绪以更好地分离噪声和信息。
笔者认为, 信息不对称程度、公司规模、换手率、市场情绪和交易成本都和噪音成分有显著的正向关系, 作为流动性测度的换手率则说明随着股票交易或流动性的增加, 会有更多的噪音交易成分。笔者通过投资者情绪指标 (换手率、封闭式墓金折价率、A股新开户比率) 的主成分分析得到:换手率的贡献率已达77%, 已能很好地反应3个指标的总体变动情况, 换手率可以作为反映投资者情绪的指数, 因此本文将考虑用换手率这个变量构造DVI, 用基于DVI的收益取代市场指数收益。一般来说, 投资者情绪越高, 投机性需求驱动投资者去追逐看起来容易快速获利的股票, 因而市场交易越活跃, 股票换手越频繁;反之, 投资者情绪低迷时, 投资者的投机性需求大大降低, 其交易行为会趋于保守。.可见证券市场的流动性指标股票市场的流通股换手率反映市场投机性需求的强弱, 是投资者情绪度量的重要指标, 可以作为衡量市场噪声交易程度的指标。因此本文拟采用换手率作为行为市场的动量指数。
四、噪声交易者风险检验模型
(一) 样本数据的选取及处理
具体如下: (1) 实证数据选取2002.1.1~2002.5.31平均换手率排名前50且于2002.6.1~2007.6.1期间流通的上海A股股票的月度数据, 数据来源于国泰君安证券交易软件和上海证券交易所。对于个别股票在个别交易日内停牌, 为了处理方便, 本文中将这些天该股票的当日收盘价与前一日的股票收盘价相同。 (2) 由于上海股市对ST和PT公司实行5%的涨跌限制, 为保证股票日收益率指标的一致, 将这些公司予以删除。 (3) 考虑到公司配股、增发新股、送股和派息等因素的影响, 在计算股票日收益率时对数据进行了调整, 以充分反映股价的真实收益状况。 (4) 无风险利率是投资者能够按此利率进行无风险借贷的利率, 由于我国国债大多是中长期, 而且国债的回购交易大多是机构投资者, 因此国债利率和国债回购利率不能作为无风险利率。上海股市中相当部分是个人投资者, 对于个人投资者来说, 投资机会主要有储蓄、买股票和买国债。其中储蓄的比重相当大, 由于样本期间内央行几次调息, 因此选择短期的3月定期存款利率按存续期间加权得到的数值为无风险利率, 计算得1.734%。
(二) 传统资本资产定价模型 (CAPM) 的回归
个股β系数采用下列模型:
其中Rit是证券i在时刻t的收益率, RCmt是上证A股证券市场指数在时刻t的收益率, βiC是证券i在时刻t的标准β, rft是时刻t的无风险利率, eit是残差项。
(三) 行为资本资产定价模型 (BAPM) 的回归
和CAPM中的标准贝塔一样, 行为贝塔也是反映投资者面临的系统风险的。因此在估计行为贝塔时, 可以用和CAPM中估计标准贝塔一样的统计回归方法得出。BAPM的实证形式如下:
其中Rit是证券i在t时刻的收益率, RBmt是前述构建的动量指数DVI在t时刻的收益率, βiB是证券i的行为β, rft是无风险利率, eit是残差项。
五、噪声交易者风险检验结果:
(一) 噪声值NTR检验具体如下:
(1) 计算出的标准β和行为β的直观比较如下:
如图1所示, 行为β均位于传统β的下方, 正如前BAPM对噪声交易者风险的预期, 即样本股的行为β值小于传统β值。这在一方面说明我国股票市场普遍存在噪声交易, 另一方面也说明我国股票市场受到噪声交易者的影响程度极高。
(2) 样本股的噪声即可计算出来 (见表1) 。
由表1可以看出50个股票样本的NTR均为正值, 所有的股票都受到了噪声交易者的影响。正如前文所述, 由于BAPM的估价已经考虑了噪声干扰, 反映系统风险的行为β值当然比没考虑噪声的CAPM的标准β值要低。此结果说明我国股票市场普遍存在大量的噪声交易者, 可见我国股票市场受到噪声交易者的影响程度极高。
(二) 噪声与股票超额收益率的相关性检验
既然噪声普遍存在于股市, 那么噪声对投资者的投资行为到底有什么样的影响呢, 有多大的影响呢?这是投资者普遍关心的问题。下面就用表1中得到的噪声对60个月50个样本股的超额收益率进行回归检验, 检验形式如下:
E (Rit) -rft=a+b E (NTR) +eit, 结果见表2。
从以上的回归结果来看, 斜率值除了最后12个月的均值是正值之外其他年度12个月均为负值, 也就是说上海股票市场噪声和股票的超额收益率主要是呈负相关的, 说明噪声交易者风险的存在给投资者带来损失的几率比带来收益的几率更高, 这个结论在2007年末已经得到了验证, 比较符合我国证券市场的实际情况。
综上所述, 可以得出这样的结论:在我国的证券交易市场上, 存在着大量的噪声交易者, 他们由于认知偏差使得资产定价偏离实际价值, 因此也就不难解释羊群效应、日历效应等股市异象了。噪声交易者的存在必然增加了我国股票市场的波动性, 鉴于这一实际情况, BAPM更加贴合研究我国股票市场行为。这并不是说CAPM是错的, 当市场有效, 噪声交易者不占据主导地位, 理性投资者可以通过套利使得资产价格趋于理性价格, 用CAPM就是适当的;而如果市场无效或者效率低下时, 对于投资者来说BAPM是更好的选择, 这主要取决于市场上是否存在噪声交易者。
我国股市上的噪声和效率低下主要是来自于行政管理下导致的信息失真, 因此要想减轻股市上噪声的危害, 仅仅去关注市场上的信息失真是不够的, 更应该从行政管理体制上入手, 才能切实地解决这一问题。希望随着我国股市制度的完善, 投资者整体素质的提高, 我国股市能早日发挥出它真正的作用。
参考文献
[1]Shefrin.H.and L.Statman.Behavioral Capital Asset Pricing Theory.Journal of Finance and Quantitive Analysis, 1994, 29.
[2]Black.Fisher.Noise.Journal of Finance, 1986, (41) :529-543.
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[4]饶育蕾、刘达锋:《行为金融学》, 上海财经大学出版社2003年版。
[5]卫东:《行为资产定价模型与实证检验》, 《生产力研究》2003年第5期。
[6]孔东民:《中国股市噪音成分及影响因素检验》, 《南方经济》2007年第1期。
分类数据的显著性检验 第3篇
定性数据有时只表示事物的属性, 如人的性别, 婚姻状况, 物体的颜色、形状。我们常用数"0"和"1"来表示其属性的分类。而有些事物的属性有一个顺序关系, 如人的文化程度由低到高可分为文盲、小学、初中、高中、中专和大专、大学等5类。用数0, 1, 2, 3和4分别表示文盲, 小学, 初中, 高中, 中专和大专, 大学。有如顾客对某商场营业员服务态度的评价分为"满意"、"一般"、"不满意"三类, 可分别用"3"、"2"、"1"表示。这些数只起一个顺序作用, 这一类数据称为有序定性数据, 简称有序数据。
本文将对分类数据的显著性检验问题做一些讨论。主要介绍分类数据的-检验和似然比检验。
分类数据的显著性检验一般有如下提法。
设总体的某个指标数据被分为r类:A1, Ar。根据相关理论, 或从经验出发提出了一个原假设:
H0:类Ai所占的比例为Pi=Pi0 (i=1, , r)
其中:为已知的r个数。对该总体进行n次独立重复观察, 每次观察一个个体, 看它属于哪一类。此时, 个体的观察值不是数, 而是事物的属性。
设n个个体中属于Ai类的观察个数为。显然, 。基于观察值对原假设H0进行检验。
1分类数据的X2-检验
也可以通过计算P值完成检验的程序。P值等于自由度为r-1的X2变量大于等于X2统计量值的概率:P (X2 (r-1) ≥X2) 。如果a≥P值, 则在水平a下拒绝原假设H0;如果a
2分类数据的似然比检验
分类数据的检验问题也可以用统计中常用的似然比检验方法。观察值ni (i=1, , r) 服从多项分布M (n, p1, , pr) , 其分布律为。
或者也可以写成
令的偏导数为0, 可以求出P1, , Pr的极大似然估计分别为。
由此得检验问题的似然比为
Λ的值在0与1之间, 其值越接近1, 则越倾向于认为检验问题的原假设Ho为真, 所以在Λ的值越接近0, 或者在的值比较大的时候拒绝原假设Ho。通常把-2ln (Λ) 称为似然比检验统计量。
在原假设Ho成立时, -2ln (Λ)的渐进分布和皮尔逊的X2统计量的渐近分布相同, 都是X2 (r-1) , 起自由度都等于类别个数r减去1。事实上我们也可以根据似然比检验统计量的极限分布定理, 从而在原假设Ho成立时, -2ln (Λ)有渐进分布X2 (r-1) , 其中渐近X2分布的自由度可看作完全参数空间被估价的独立参数的个数与原假设成立时参数空间被估价的独立参数的个数的差。
显著性水平为a的似然比检验的拒绝域为。
也可以通过计算p值完成检验程序。p值为。如果, 则在水平a≥p下拒绝原假设Ho;如果a
参考文献
[01]张尧庭, 方开泰.多元统计分析引论[M].北京:科学出版社, 1982.
[02]王静龙, 梁小筠.定性数据统计分析[M].北京, 中国统计出版社, 2008.
[03]史希来.属性数据分析引论[M].北京:北京大学出版社, 2006.
沪深300指数马氏性检验及预测 第4篇
近年来,各种改进的马尔科夫链股市预测模型层出不穷[1,2] 。然而,同传统的马氏链预测模型一样他们仅仅是单方面地利用价格或者是成交量,忽视了价格与成交量之间的联系,没有充分发挥市场历史数据的作用。本文在克服这些困难方面作了一些尝试,运用粗粒化方法构造沪深300指数和交易量的联合变动状态序列,揭示了成交量在预测中的作用。
1 数学背景
马尔科夫链[3]:设随机序列{Xn,n≥0}对任意i0,i1,i2,,in,∈s,s为状态空间及
p{X0=i0,,Xn=in}>0,
且p{Xn+1=in+1|X0=i0,X1=i1,,Xn=in,}=p{Xn+1=in+1|Xn=in},则称{Xn,n≥0}为马尔科夫链。
一步转移概率矩阵:∀i,j∈S,称p{Xn+1=j|Xn=i}=pij(n)为n时刻的一步转移概率。若pij与n无关,则称{Xn,n≥0}为齐次马尔科夫链。记p=(pij),p为{Xn,n≥0}的一步转移矩阵。
马氏性的检验:检验随机过程是否具有马氏性是应用马尔科夫概型分析的必要前提。通常离散序列的马尔科夫链是用χ2统计量来检验[4]。
具体步骤如下。
统计量服从自由度为(q-1)2的χ2分布。选定置信度α,查表得χ
若χ2 > χ
2 预测模型
股票市场上的指数随着时间而不断变化,所取得的历史数据形成时间序列。文献[5,6,7]根据一段时间间隔的序列数据进行粗粒化方法处理,按照指数涨跌的幅度形成符号序列。考虑到股市除了指数之外,还有另外一个主要的指标交易量,我们采用同样的方法构造指数和交易量的联合变动符号序列。具体做法如下。
设J(t)是时刻t的指数,在t到t+Δt时间段内的股指的收益率为:βt={J(t+Δt)-J(t)}/J(t)。
根据股指变化的大小,定义如下两个特征符号这里的R,D分别表示股指涨、跌两种状态。同理将成交量作同样的划分得到ht。将同一时刻的收益率和成交量状态组成一个符号对(rt,ht)。这样可以得到一列由四种状态(R,R),(R,D),(D,R),(D,D)构成的序列。
由于收益率序列是相依的随机变量,各阶自相关系数刻画了各种时滞的收益率间的相关关系及其强弱,因而,可以考虑先分别依其前面若干时点的股价状态对该时段股价状态进行预测;然后,按前面各时段与该时段相依关系的强弱加权求和,这样可以达到充分、合理利用信息进行预测的目的。基于上述思路,加权马尔科夫链预测实现的基本步骤如下。
1) 计算收益率序列的各阶自相关系数
2) 对各阶自相关系数进行归一化, 即
3) 确定各时段股价与成交量的联动状态;生成不同步长的马尔科夫链的转移概率矩阵。
4) 分别以前面若干时段各自的股价状态为初始状态,结合其相应的状态转移概率矩阵即可预测出该时段股价状态的状态概率p
5) 将同一状态的各预测概率加权和作为股价处于该状态的预测概率,
3 实证分析
对2010年1月5日2010年9月30日的沪深300指数5 min的高频数据进行实证分析。通过MATLAB计算得一步转移矩阵A(见表1)和自相关系数ωi(见表5),并由自相关函数图(见图1)知滞后阶数为4阶。
根据一步转移概率矩阵由公式可计算出χ2=4158.2,取α=0.05,查表得χ2((4-1)2)=16.91。
所以,此过程具有马氏性,是马氏过程。
同时,计算2)4)步的转移概率矩阵(见表2表4)。由一步转移矩阵(表1)知除放量下跌后缩量出现的概率较大外,其他情况出现缩量的概率明显较少,说明量在预测中有重要的作用。
表5表示的是由2010年9月30日下午2点10分的数据预测后面间隔五分钟的股价状态为(R,D),与实际相符合。随着时间的推移可不断将新的时点所处状态加入序列之中,对之后的状态进行预测。通过对日间数据的预测结果分析,知日间预测效果较差,这可能是由于日间走势受市场信息冲击较大的结果。
4 结论
利用加权马氏链模型对沪深300指数进行了实证分析,表明成交量在股市预测中具有重要作用。通过对日内和日间预测结果的比较发现加权马氏模型能很好地预测股市的短期走势。因此,通过构造股价与成交量的联合变动序列,再应用加权马氏链模型分析股市走势是一个很好的选择。
摘要：利用粗粒化方法构造沪深300指数和交易量的联合变动状态序列,通过计算χ2统计量检验了序列的马氏性,选取标准化的各阶收益率自相关系数作为权重,建立加权马氏链预测模型并对股指走势进行预测。结果发现成交量在预测中具有重要作用,日内走势预测效果较好,日间走势预测效果较差,说明股指日间走势受市场消息面影响较大。
关键词：马氏性,粗粒化,预测
参考文献
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镍铁渣安定性检验方法及评定依据 第5篇
改革开放以来, 我国经济持续快速增长, 各项建设取得了巨大成就。与此同时, 也付出了资源和环境代价, 经济发展与资源环境的矛盾日益突出。混凝土是建筑工程中使用量最大、使用范围最广的工程材料, 2013年、2014年混凝土年产量分别为21.96、15.5亿立方米, 同比增长了18.77%、11.89%, 因此需要消耗大量的原材料。镍铁渣是一种工业固体废弃物, 大量堆积, 不易处理, 还容易引起环境问题, 将镍铁渣在混凝土中资源化再利用是解决这一矛盾的有效途径。在混凝土生产中, 将镍铁渣用作混凝土集料, 可以极大地节约了碎石、河砂等不可再生资源, 降低生产成本, 变废为宝, 具有良好的经济效益与社会效益[1~2]。
然而, 镍铁渣中Mg O含量较高, 还存在不安定成分, 若镍铁渣安定性不良会使混凝土结构产生膨胀、开裂, 降低建筑物的外观质量和承载能力, 甚至引起严重的事故, 成为潜在的隐患[3~4]。因此, 将镍铁渣替代砂石在混凝土中用作粗细集料, 需要检测在混凝土中的体积安定性, 检验合格后方能使用[5~7]。但是目前关于骨料的安定性检测和评价方法都处于研究阶段, 尚无公认的标准检测方法[8~9]。本试验研究泰州地区镍铁渣, 根据镍铁渣在混凝土中用作细集料和粗集料, 分别采用压蒸法和80℃水养护法来判断使用镍铁渣混凝土体积安定性, 达到快速检测其安定性的目的, 为在混凝土中的推广应用提供理论依据。
2 试验原材料与方法
2.1 试验原材料
镍铁渣取自泰州地区, 人工破碎后筛分为0~5mm、5~16mm、16~31.5mm级配。镍铁渣的化学组成主要为Si O2和Mg O, 其次为Ca O、Al2O3、Fe2O3, 如表2.1所示。
水泥取自泰州杨湾海螺水泥有限责任公司, 标号为P·Ⅱ52.5, 安定性合格。
粉煤灰取自国电泰州发电有限公司, 为Ⅱ级粉煤灰。
赣江天然砂, 级配区Ⅱ区, 细度模数为2.6。
湖北碎石, 经筛分为5~16mm、16~31.5mm级配, 密度为2630kg/m3。
外加剂是常州武进礼宝脂肪族高效减水剂, 固含量是33%。
使用试验室自来水, 符合JGJ63-2006《混凝土用水标准》要求。
2.2 试验方法
2.2.1 镍铁渣替代砂
若镍铁渣代替砂, 采用压蒸法检测水泥砂浆的方法测试安定性。水泥砂浆的配合比为水泥:镍铁渣:水=1∶3∶0.5。按照GB/T 17671-1999《水泥胶砂强度检验方法》制备镍铁渣替代砂成型镍铁渣试样6块。放入 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的恒温恒湿养护箱中养护24h后脱模, 编号后, 养护至28d。将其中3个试样放置于压蒸釜内, 按照GB750-1992《水泥压蒸安定性试验方法》进行高温高压处理。
取出压蒸釜内3个试样后先观察是否有膨胀弯曲或裂纹, 然后按照GB/T 17671-1999《水泥胶砂强度检验方法》进行抗折强度和抗压强度试验, 得到抗折强度和抗压强度 (R) 。同时, 测试未经压蒸的3个试件的抗折强度和抗压强度 (R0) 。
2.2.2 镍铁渣替代碎石
若镍铁渣代替碎石, 使用80℃水养护法检测混凝土试样的方法测试安定性。用0~5mm镍铁渣 (通过研磨制备细度模数为2.6) 作为砂, 采用5~16mm和16~31.5mm的镍铁渣作碎石, 制备镍铁渣混凝土试样。选取细度模数为2.6的天然河砂和5~31.5mm天然碎石制备对比混凝土试样。按C30配制混凝土, 混凝土配合比为水泥:粉煤灰:镍铁渣砂:镍铁渣石:水:外加剂=190∶130∶870∶1050∶150∶6.4, 使混凝土坍落度为70mm。
采用100mm×100mm×400mm试样, 试样成型后在 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的养护室中养护24h后脱模, 拆模后在 (20±2) ℃环境下用比长仪测试试样初始长度。试件在 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的养护室中养护7d后在80℃水中养护。试样测试龄期为1d、3d、7d、28d、56d, 直至变形稳定为止。试件养护结束后检测试样的微观结构, 并按照GB50081-2002《普通混凝土力学性能试验方法标准》进行劈裂抗拉强度测定。
3 试验结果与分析讨论
3.1 镍铁渣用作细集料安定性检测
采用压蒸法在高温、高压条件下, 使各组分的反应速率明显加快, 镍铁渣中安定性不良的组分也能够在早期发生反应, 从而使试样产生膨胀、开裂、变形, 由此可以快速、定性地判断砂浆体积安定性。另外, 计算经压蒸试样与未经压蒸试件的强度比:Pr=R/R0×100%, 还可以定量判断安定性, 当强度比大于95%时, 认为体积安定性合格。
按照2.2.1试验方法制备镍铁渣砂浆试样两组, 然后进行压蒸试验, 观察试样外观形貌, 并进行抗压强度、抗折强度检测。试样抗压强度比和抗折强度比见
压蒸试验结果显示, 压蒸后镍铁渣砂浆试件完好, 未发生开裂, 没有膨胀或弯曲。在压蒸试验中, 虽然f-Ca O、方镁石等安定性不良组分在较短的时间内绝大部分水化, 水化生成Ca (OH) 2、Mg (OH) 2等体积膨胀产物, 但是破坏作用相对较弱, 不足以使结构造成破坏。从表3.1可以看出, 由镍铁渣制备的砂浆的抗折强度比分别为104%和105%, 抗压强度比分别为102%和103%, 均大于95%。在压蒸过程中, 未水化矿物继续水化密实, 镍铁渣对强度无不利影响, 强度比都大于95%。所以, 镍铁渣的安定性合格。
3.2 镍铁渣用作粗集料安定性检测
当镍铁渣替代碎石在混凝土中用作粗集料, 采用80℃水养护法测试混凝土试样膨胀率、劈裂抗拉强度保持率判定安定性。按照膨胀率小于等于0.040%、劈裂抗拉强度保持率 (与对比混凝土比) 不小于90%、混凝土中无微裂纹作为混凝土体积安定性评定标准。
按照2.2.2试样方法将镍铁渣掺入混凝土中制备两组试样, 并制备对比天然砂石混凝土试样。镍铁渣混凝土试样、天然砂石混凝土试样养护至混凝土膨胀率稳定结束后进行劈裂抗拉强度测定, 并检测试件的微观结构。结果如表3.2所示。
混凝土试件在80℃水中养护56d后膨胀趋于稳定, 混凝土表面没有显现微裂纹。由镍铁渣配制的混凝土膨胀率分别为0.009%和0.008%, 均小于0.040%。混凝土劈裂抗拉强度保持率分别为102%和103%, 均大于90%。分析原因为镍铁渣中安定性不良组分造成的膨胀应力小于混凝土的劈裂抗拉强度, 不足以使混凝土微观结构产生破坏。因此, 镍铁渣混凝土的安定性判定合格。
4 结论
(1) 镍铁渣代替砂用作混凝土细集料, 采用压蒸法检测镍铁渣砂浆的形变、抗压强度比及抗折强度比可以判定安定性是否合格。镍铁渣替代碎石用作混凝土粗集料, 通过80℃水养护法检测镍铁渣混凝土的膨胀率、混凝土劈裂抗拉强度保持率以及是否产生微裂纹作为评定安定性合格的依据。
(2) 镍铁渣替代砂制备的镍铁渣砂浆经过压蒸法试验, 砂浆没有开裂及变形, 抗折强度比和抗压强度比达到104%和102%, 均大于95%, 镍铁渣的安定性合格。
(3) 镍铁渣替代碎石制备镍铁渣混凝土, 通过80℃水中养护法检测镍铁渣混凝土无微裂纹产生, 膨胀率为0.009%, 小于0.040%;劈裂抗拉强度保持率达到102%, 大于90%, 镍铁渣的安定性合格。
参考文献
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光谱测色仪标准物质均匀性检验 第6篇
标准物质的均匀性是标准物质的最基本的属性之一, 它是用来描述标准物质的特性空间分布特征的。根据均匀性的定义:物质的一种或几种特性具有相同组分或相同的结构状态, 通过检验具有规定大小的样品, 若被测量的特性值均在规定的不确定度范围内, 则该标准物质对这一特性来说是均匀的, 对标准物质进行了均匀性检验。在确定标准物质样品抽样单元数目时, 考虑到抽取单元数目对样品总体要有足够的代表性, 当总体样品的单元数较多时, 抽取单元数也相应增多。参考每批标准滤光片数目, 小于30个, 并采用逐片定值的方法测量, 故而抽取不同型号标准物质3片作为样例来进行分析。
2均匀性检测方法
本标准物质均采用方差分析法
我们认为不同试验室在等精度情况下测试多组数据
m个样品, n个测试组:
样品的均匀性良好。由于标准物质是逐片进行定值的, 每一片, 经切割研磨处理后, 由于其加工精度有限, 就每一类标准物质而言, 其两个表面的平面性和平行性都存在一定的误差, 分别对标准物质的上、中、下、左、右五个部位进行测量。
食品检验报告带入性风险的防控分析 第7篇
食品检验报告带入性风险途径分析
稽查办案是一个长期、复杂、多变的系统工程, 涉及的领域多、部门广、范围宽, 它不仅是食品安全监管的重要环节, 也是规范食品市场秩序的有力手段。而食品检验报告是稽查办案的重要组成部分, 它不仅要求办案人员熟悉食品专业知识, 还要熟悉食品法律条款, 在工作中将实际情况和理论相结合, 减少因食品检验报告造成错误食品安全案件的发生。本文列举几件近几年发生的典型的食品安全争议性案件, 探讨食品检验报告带入性风险途径, 把食品检验报告带入性风险控制在最小范围内, 完善食品安全检测体系。
程序不当
2009年11月24日, 海口市工商局根据海南出入境检验检疫局检验检疫技术中心出具的检测报告发布消费警示, 称农夫山泉、统一企业的有关产品不合格, 由此引发社会各界关注和媒体热议。2010年1月, 在经历了最初的口水仗以及总砷含量从有到无的反复之后, “抽检门”事件最终以海南省工商局“检测机构初检结果有误、工商部门工作程序不当”的调查结论落下帷幕。
检测标准不适合
2013年9月2日, 广东省质监局对金九饼业有限公司“伍仁金腿月饼馅料”进行抽检, 抽检结果为菌落总数和大肠菌群超标。该公司解释称, 抽检不合格系检测机构适用标准不当;企业所在地吴川市政府也发函要求妥善处理。金九公司认为其产品应以GB 19295《食品安全国家标准速冻面米制品》中熟制品微生物为检验标准, 而检验机构则以GB 7099《糕点、面包卫生标准》的微生物限量值为判定标准, 由此造成金九公司产品微生物指标不合格的争议。
检验项目不合理
2014年12月15日, 中国蜂产品协会公布网售蜂蜜抽检结果:依据《出口蜂蜜和蜂王浆加工技术规范》进行抽样送检, 网售20款蜂蜜中13款产品掺假, 枞阳县某公司网售的高生源牌枇杷蜜产品“上了黑榜”, 掺假物质被指为甜菜糖浆。该公司并不认同此结果, 因为依据国标, 检测项目为果糖和葡萄糖、蔗糖、锌, 没有甜菜糖浆检测指标。同年年底在该县市场监管局进行抽检时检验结论为合格, 该公司据此与行业协会对簿公堂。
食品检验报告的审查要点
检验报告作为一种法律文书, 其地位和作用决定了对检验报告的采信离不开对其证据力、证明力的审查判断。本文列举的3起食品抽检事件, 原因各自不同, 但检验报告无疑在其中扮演了风向标的角色, 定案、销案皆源于此。因此, 审查检验报告是重之又重, 形式审查、检验依据、检验项目、检验结论均是审查要点。
一目了然:形式审查有必要
稽查办案人员首先需重点浏览食品检验报告基本信息的准确性、全面性。基本信息包括:产品名称、型号规格、样品等级、生产日期或批号、生产单位、受检单位及委托单位信息、样品数量、样品状态、抽样基数、检验类别等。作为抽检食品的身份特征, 缺少任何一项都有可能给产品认定带来争议, 影响法律效力。比如, 有的产品涉及到生产日期、质量等级、产品类型乃至于贮存方法, 它与具体标准、指标的执行与适用直接挂钩, 直接决定检验依据的合法性和检验报告的准确性;另外, 抽样基数不仅要和抽样单记录一致, 还涉及到送达检测报告时进行现场检查、涉案产品处置的具体实施, 一旦错漏, 直接影响到最终行政处罚决定的结果和效力。
除了产品信息, 报告本身的一些元素也需要关注。如《食品安全法》第五十九条明确规定:食品检验报告应当加盖食品检验机构公章, 并有检验人的签名或者盖章。《最高人民法院关于行政诉讼证据若干问题的规定》第十四条也对检验报告要件进行了规定。
心中有数:检测依据要看牢
引用标准是食品检测项目和检验结论的源头, 也是进一步审查的基础。我国标准分为国家标准、行业标准、地方标准和企业标准四级, 其中国家标准又有强制性国家标准 (GB) 和推荐性国家标准 (GB/T) 之分。具体工作实践中, 检验报告的问题往往着落在检验依据上, 比如, 部分检验项目、标准要求在所引用的检验依据中不作要求或者标准过时。这一点源于有些老的产品标准中未必引用但又必须执行的国家强制性标准, 如GB 2762《食品中污染物限量》、GB 2760《食品添加剂使用标准》等强制性标准, 更新快变动大, 受检产品应当按企业产品包装或说明书明示的标准进行检验。
引经据典:检验项目要查实
对照检测依据查看检验项目和标准要求, 是倒查检测依据是否正确的有效方法。需要查实的项目包括检测依据所列标准中是否含有该检验项目、标准要求引用是否正确等, 这些直接关系到检验报告的合法性。例如, 速冻面米食品的标签上应标明速冻、生制或熟制以及产品种类等信息。要特别注意产品标准与国家强制性标准的指标冲突问题, 涉及到食品添加剂、污染物、标签项目的相关技术要求要以二者之高标准为依据, 例如, 淀粉制品铅理化指标GB2713-2003规定为≤1.0 (以Pb计) mg/kg, 而GB 2762规定为≤0.5 (以Pb计) mg/kg, 应执行后者。
有备无患:检验结论要弄清
检验结论作为总结性描述, 并不会对具体标准适用条件进行说明, 也不会对相关标准细分条款进行引用, 但对受检对象而言, 往往会提出异议进而产生后续问题。以某超市黑香米商品 (产品标准号:NY/T 832) 未标明产品类型被判定“标签项目不符合GB7718-2011《预包装食品标签通则》”为例, 商家认为按照GB 7718和GB28050规定, 产品类型并非强制标注内容。那么这一点的处罚依据说明和判定上乃至于现实工作中的解释沟通上, 稽查办案工作人员需要查询GB 7718-2011第3.1项 (应符合法律、法规的规定, 并符合相应食品安全标准的规定) , 第4.1.2.1项 (应在食品标签的醒目位置, 清晰地标示反映食品真实属性的专用名称) , 第4.1.2.1.1项 (当国家标准、行业标准或地方标准中已规定了某食品的一个或几个名称时, 应选用其中的一个, 或等效的名称) 和NY/T832-2004《黑米》第4条 (分类:根据黑米的品种分为四类:黑籼粘米、黑粳粘米、黑籼糯米、黑粳糯米) 等细则条款。
减少稽查办案中食品检验报告带入性风险的建议
随着抽检类案件的被诉事件的增多, 检验报告作为证据的法定种类, 直接关系到对被诉具体行政行为合法性的认定。检验机构和检验人对出具的检验报告负责, 但执法机构和执法人员要对处罚决定负责。作为办案人员, 往往只看检验结论, 全文摘抄了事, 采取绝对信任鉴定机构的态度, 不进行鉴别分析和审查, 进而导致执法风险暗藏。如何审查并用好检验报告、实现程序性与实体性的有机结合, 是办案人员面临的现实问题。
亟需重视审查机制
按照《行政诉讼法》第三十三条规定的行政诉讼证据分类, 产品质量检验报告无疑属于专业性极强的鉴定意见之技术鉴定。对入手的检验报告需在第一时间进行审查鉴别, 特别是针对检验报告形式和内容的审查, 不要出现外行审查内行、小兵扛大旗等现象的发生。立足基层人员执法实际, 在审查鉴别的重要性与高要求面前, 在检验报告正式出炉至送达当事人之间, 检验机构出具、业务科室收转、局所分派过程中建立预先审查机制, 发挥业务科室和局稽查大队的双重业务指导作用, 应该是避免检验食品错误发生、预防不良后果出现的有效措施。
客观看待食品抽样检验结果
“检验结果仅对来样负责”是检验报告的必备声明。基于抽样标准、方法的科学性前提, 检验报告、抽样记录单、现场笔录中的抽样基数判定及记录直接决定了送检样品鉴定结论溯及力。但检验结果与抽样时该地、该批次、存量的具体关系, 以及后续处理时鉴定结论溯及力外延还是内收的问题, 就需要具体情况具体分析。以抽检中常见的食用农产品水分超标为例, 依据常识理解, 由于储存环境、存放时间的影响, 产品受潮导致的抽检不合格屡见不鲜, 该检验结论只限于抽检时该店同一存放地点同批次存量。
有效固定补入证据
接收并及时送达检验报告, 是基层单位及人员的经常性工作。按照时效性原则, 在送达前, 必须一并接收抽样计划通知、抽样单、抽样时现场笔录、进销单据等资料, 掌握具体情况, 为送达时依法进行现场检查和对涉案食品的处理做好准备工作。如果抽样单、检验报告等涉及抽样痕迹的关键项错漏, 如抽样基数、产品执行标准、样品状态等, 就需要慎重考虑检验报告的溯及力、证明力等问题, 进而有可能造成检验报告无效、不能进入立案程序等后果。
依法循制后续处理
存在性检验范文
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