2023 年 第 4 期 衡水学院学报 彩插 1

新形式 新角度 新语态

——衡水日报社积极推动党的二十大精神深入人心

李 红 丽

（衡水日报社，河北 衡水 053000）

党的二十大举旗定向、擘画蓝图，为做好新时代新征程上的宣传思想工作提供了根本遵循和行动指

南。衡水日报社围绕重大主题宣传，突出政治性、思想性、创新性，在栏目设置、叙事视角、融合传播

等方面，拓展生产模式，创新宣传路径，全方位、多角度、深层次呈现党的二十大精神主旨，切实履行

党媒传播正能量、弘扬主旋律的职责使命。

一、突出政治性：围绕中心服务大局

（一）增强重要报道时度效

成立以党委班子牵头抓总的报道领导小组，架构起党的二十大宣传策划实施班底；定期召开策划会、研

讨会、业务交流会，增加重点领域、重要报道的时度效，使党的二十大宣传策划精准、有的放矢；积极宣传

中央决策部署和省委中心工作，转载、刊发重要会议、政务活动及重磅言论等，如《二十大代表风采》、

《河北日报》冀言文章，以及省委宣讲团、市委宣讲团宣讲党的二十大精神等相关报道。同时，多角度、全

方位及时反映各行业、各领域学习宣传贯彻党的二十大精神的最新进展情况。策划报道各类宣讲活动、主题

演讲比赛、文艺宣传演出等，以不同形式、不同载体推动党的二十大精神走深走实、落地生效。

（二）重大主题栏目化运作

开辟《非凡十年》《全面深入学习宣传贯彻党的二十大精神》《奋进新征程建功新时代》《撸起袖

子加油干风雨无阻向前行》等专栏，通过新闻综述或动态报道，反映本市在经济、教育、科技、法治、

生态等领域的发展情况和工作亮点。以组合式报道或配发短评、署名评论、系列评论的形式，综合运用

加按语、开栏话、记者手记、核心提示等方法，突出报道主题，打造舆论强势。同时，设置《成就宣

传》《创城进行时》《争先进位闯新路》等子栏目，细分报道角度，突出宣传重点，营造学习宣传贯彻

党的二十大精神的浓厚氛围。

二、突出思想性：传递“好声音”架起“连心桥”

（一）“硬新闻”做好“软着陆”

党的二十大报告提出：“讲好中国故事、传播好中国声音，展现可信、可爱、可敬的中国形象。”

这为宣传思想工作提出了新要求新任务。在新闻实践中，我们坚持“三贴近”原则，以“小切口”反映

大主题，做好时政类和“三农”等重大主题新闻报道。如通讯《“土得保”有机肥助力我市绿色农业发

展》，讲述了衡水学院魏淑珍科研团队研发出一种复合污染土壤修复剂，并在种植户小麦田地指导应

用，积极推进协同创新成果转化的故事。细腻的场景描写、生动的人物语言，使读者既深切感受到科技

2023 年 第 4 期 衡水学院学报 彩插 2

是第一生产力，也真正认识到在服务、助推和引领地方经济社会高质量发展中，高校发挥的重要作用。

（二）“第一视角”引发共情

新闻报道中，采用“第一视角”叙事有助于打造“目击感”和“在场感”，增强沉浸式体验。以《走基

层》系列报道为例，记者进园区、入企业、走乡村、访农户，跟踪报道项目进展，反映持续优化营商环境成

效，倾听群众心声和生产生活情况，将所见、所思、所感融入新闻产品，与受众建立稳固的情感链接。

“第一视角”还表现为以报道中的人物语言、行为、心理描写等，强化场景要素，增强作品感染

力。如《〈中西建交五十周年〉纪念邮票首发仪式在衡水湖畔举行》，文中既描写了集邮爱好者在第一

时间“抢”到邮票的兴奋心情，也通过衡水学院生命科学学院教授武大勇的评价，充分肯定了“衡水

湖”登上纪念邮票的意义，反映了我市践行党的二十大报告提出的“推动绿色发展，促进人与自然和谐

共生”的生动实践。

此外，更为直观的是“面对面”交流模式，如《衡水市学习宣传贯彻党的二十大精神 365 百姓故事

会专场宣讲侧记》，通过记录宣讲人与听众的现场互动，激发强烈的情感共鸣。

三、突出创新性：多角度立体化传播

（一）打造融合产品

融合产品不仅表现为新闻生产要素的汇集，更体现为策划思想、分发渠道的共融互通。我们在工作

实践中坚持“一盘棋”统筹策划：纸媒浓墨重彩，突出中心服务大局；新媒体持续跟进，多元化精准传

递，形成立体化传播矩阵。除重大新闻、动态报道全网推送，各新媒体平台还量身打造特色专题。如衡

水日报客户端开辟《喜迎党的二十大党的重要会议系列微党课》《喜迎二十大瞰见小幸福》专题，综合

运用图片、文字、视频等元素，一方面引导广大网民从党的历史上一系列重要会议中了解党的光辉历

程、汲取奋斗力量，另一方面展现百姓的幸福美好生活和奋发向上的昂扬风貌，做到上接“天线”，下

接“地气”，在创新中实现内容与形式的和谐统一。

（二）延伸传播触角

原创媒介理论家麦克卢汉指出，媒介即人的延伸。不仅要充分利用大众传播议程设置的功能，更要

重视人际传播、群体传播的作用，引导受众成为新闻的参与者、传播者。为推动党的二十大精神走深走

实，在传播实践中，一是广泛宣传爱国主义主题教育、志愿服务等活动，突出引领、带动作用。如《光

影铸魂！衡水学院联手老电影收藏爱好者播放爱国主义教育影片》《湖城慢直播|湖城尽飘志愿红》等报

道。二是坚持开门办报、群众办报，成立通讯员微信工作群，提高党的二十大宣传主题稿件约稿质效；

三是开展多种形式合作，丰富内容生产，提高技术水平。如打造实践交流基地，互邀一线新闻编采人员

和专家学者交流共识，吸纳衡水学院等高校新闻专业学生参与新闻实践，联合推出灵活新颖的短视频等

融媒作品，提升传播效果，推动党的二十大精神入脑入心。

作者简介：李红丽，女，衡水日报社编辑，文学硕士。

责任编校：曹迎春

2023 年 第 4 期 衡水学院学报 彩插 3

衡水学院庆祝建党节美术作品选

《毛主席去安源》内画 金一鸣 《守望幸福沐党情》国画 黄振良

《欣欣向荣》速写 陈静娴

《转战陕北》国画 刘仕伟

2023 年 第 4 期 衡水学院学报 彩插 4

《维和英雄》国画 李震 《七月》 国画 杜向阳

《光》剪纸 申献双

《数字化新农村建设——5G 赋能未来》

电脑数字插画 冯亮

校名题字：启 功

学报

编辑委员会

名誉主任 王守忠

主 任 王永芹

常务副主任 卢援助

副 主 任 宋根壮 王光远 魏彦红 陈彦芬

委 员 （按姓氏笔画为序）

王永芹 王光远 王守忠 王明江

王铁生 卢援助 石宝军 田 光

刘占卿 刘立新 刘宝瀛 刘晓岭

刘晓辉 齐贵来 杜希宙 李秀玲

李奎良 杨 松 时丽冉 宋根壮

张利民 张建光 陈彦芬 龚书娟

韩伏彬 程敬泉 魏彦红

编辑部主任 马惠钦

主 编 魏彦红

常务副主编

副 主 编

曹迎春

卫立冬 李建明 耿春红

衡水学院学报

HENGSHUI XUEYUAN XUEBAO

第 25 卷 2023 年第 4 期（总第 130 期） 2023 年 8 月 10 日出版 本期执行编辑：李建明

目 次

湿地生态与保护

衡水湖湿地营养化状况健康评估及原因分析…………………………………………………… 李秀莹（1）

衡水湖优势水生植物水质净化及景观优化研究…………………………… 冯 雪，冯 蕾，李 月（7）

基于湿度分区的线性拟合臭氧浓度预测方法……………………刘建晓，王 悦，孟令辉，魏淑珍（13）

数学与计算机科学

变分自编码器低质量数据生成原因剖析………………张建光，郭双乐，曹吉朋，左瑞龙，齐长志（20）

经济学与管理学

数字经济产出效率研究

——基于 30 个省份对比分析……………………………………………………赵燕娜，张家俊（25）

电子商务时代跨境电商市场营销研究…………………………………………………………何佳蓉（32）

财税扶持政策能否提升大学生创业企业绩效

——基于创业资源的中介效应………………………………………………… 王艳红，杨月君（37）

金融支持对河北省绿色发展的空间效应研究

——基于绿色全要素生产率视角……………………………………………… 韩佳利，李军峰（44）

推动京津冀协同发展向更高水平迈进

——京津冀协同发展九周年座谈会观点综述……………………… 田学斌，刘 蕊，武 星（53）

PDCA 理论视域下的医院文书档案管理研究………………………………………秦 鹏，卞 静（58）

课程思政与思政课程

董仲舒仁智并进理路对现代政德教育的启示…………………………………………………姜淑红（63）

新文科建设背景下课程思政教学体系构建…………………… 丁 玎，杨义风，孟 勐，李少云（68）

数学专业师范生实训课“课程思政”探索

——以中学数学教学技能训练课程为例………陈 萍，崔红芳，安 达，冯俊丽，周林锦（74）

把握学校定位 跟踪学术前沿 促进学术交流

培养学术新人 服务地方社会 弘扬地域文化

期刊基本参数：CN13-1367/Z﹡1998﹡b﹡A4﹡128﹡zh﹡P﹡￥10.00﹡1 000﹡22﹡2023-08

基于传统文化的高职院校美育研究…………………………………………武艳茹，郝素岭，魏巧荣（78）

教育学与心理学

虚拟现实技术在教学领域的应用现状与前景分析………………………………………………杨 辉（82）

高校一流本科教育建设中的学生问题及解决举措…………………………李慧敏，丁 静，李 磊（87）

高校受助学生需要与助学满意度研究

——基于南京 5 所高校 1110 名学生调查数据的分析………………杨孝旭，魏有兴，卢 洁（93）

职业院校技能大赛视域下的学前教育师资培养

——以学前教育专业教育技能赛项为例…………………………………………………陈雅芳（101）

师生共同制定论文评分量规的实践与效果

——教育学院的案例………………………………………………………………………张文霄（106）

一流课程视角下应用电化学课程混合式教学探索……………张 优，戴玉华，冯文然，陈 飞（111）

运动处方教学模式在大学体育教学中的应用研究……………隋朝飞，井文华，张广建，杨 星（115）

从治家到保教

——津沽大学家政学科建设的实践逻辑与现实观照……………………… 张珍珍，吴洪成（120）

我校与莱茵科斯特公司签署战略合作协议………………………………………………………（封二）

新形式 新角度 新语态

——衡水日报社积极推动党的二十大精神深入人心……………………………… 李红丽（彩插 1）

衡水学院庆祝建党节美术作品选……………………………………………………………………（彩插 3）

我校成功举办“国际中文教育研讨会”……………………………………………………………（封三）

JOURNAL OF HENGSHUI UNIVERSITY

BIMONTHLY Vol.25 No.4 (SUM No.130) Aug.10, 2023

MAIN CONTENTS

Health Assessment and Cause Analysis of Nutritional Status of Hengshui Lake Wetland…………LI Xiuying (1)

Water Purification and Landscape Optimization of Dominant Aquatic Plants in Hengshui Lake

……………………………………………………………………………FENG Xue, FENG Lei, LI Yue (7)

An Ozone Concentration Prediction Method Based on Humidity Partition Linear Fitting

………………………………………………LIU Jianxiao, WANG Yue, MENG Linghui, WEI Shuzhen (13)

Reasons for the Low Quality Data Generation of the Variation Auto-encoder

………………………ZHANG Jianguang, GUO Shuangle, CAO Jipeng, ZUO Ruilong, QI Changzhi (20)

A Comparative Analysis of Production Efficiency of Digital Economy in 30 Provinces

…………………………………………………………………………ZHAO Yanna, ZHANG Jiajun (25)

Cross-border E-commerce Marketing in the E-commerce Era………………………………………HE Jiarong (32)

Can Fiscal and Taxation Support Policies Improve the Performance of College Students’ Entrepreneurial Enterprises:

Based on the Intermediary Effect of Entrepreneurial Resources…………………WANG Yanhong, YANG Yuejun (37)

From Household Management to Child Care and Education: The Practical Logic and Realistic Reflection on

Spatial Effect of Financial Support on Green Development in Hebei Province: A Perspective of Green Total

Factor Productivity……………………………………………………………………HAN Jiali, LI Junfeng (44)

Dong Zhongshu’s Philosophy of “Benevolence”and “Wisdom”and Its Enlightenment to Modern Political and Moral

Education……………………………………………………………………………………JIANG Shuhong (63)

Construction of the Teaching System of Ideological and Political Education Integrated Throughout Curriculum

Under the Background of New Liberal Arts Construction

…………………………………………………DING Ding, YANG Yifeng, MENG Meng, LI Shaoyun (68)

Aesthetic Education in Higher Vocational Colleges: A Perspective of Traditional Culture

…………………………………………………………………WU Yanru, HAO Suling, WEI Qiaorong (78)

Application Status and Prospect Analysis of Virtual Reality Technology in Teaching Field…………YANG Hui (82)

Influence of Linkage Effect Between External Environment and Individual Cognition on Formation of Research

on the Needs of the Aided College Students and Their Satisfaction with the Aid for Learning Based on the Survey

Data of 1,110 Students from 5 Universities in Nanjing ………………YANG Xiaoxu, WEI Youxing, LU Jie (93)

Preschool Teacher Training from the Perspective of Skills Contest in Vocational Colleges: Taking the Teaching

Skills Contest of Preschool Education as an Example………………………………………CHEN Yafang (101)

the Construction of Household Management Discipline in Jingu University

…………………………………………………………………ZHANG Zhenzhen, WU Hongcheng (120)

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

衡水湖湿地营养化状况健康评估及原因分析

李 秀 莹

（河北省衡水水文勘测研究中心，河北 衡水 053000）

摘 要：衡水湖是典型的平原浅水型湖泊，一直受营养化问题困扰，特选取衡水湖近岸区、开阔区、芦苇

区、蒲草区等不同区域水质资料分析其营养化状态，运用河湖健康评估分级标准赋予其健康状况描述，找

出主要影响因素，有针对性地提出治理建议。衡水湖营养状态健康评估显示：东湖大湖为亚健康，主要影

响因素为透明度、总氮；小湖为不健康，主要影响因素为透明度、总氮及高锰酸盐指数。自 2016 年起，

在总体营养状态趋于好转的情形下，透明度的影响逐年增加，甚至在 2021 年超过了总氮，成为了主要影

响因素。除受湖体自身影响之外，外来引水水质同样影响较大。

关键词：衡水湖；营养化；健康评估；生态保护；湿地

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.001

作者简介：李秀莹，女，河北吴桥人，正高级工程师。

中图分类号：X82 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0001-06

收稿日期：2022-12-01

衡水湖湿地是国家级自然保护区，是仅次于白洋淀的华北平原第二大淡水湖，座落在衡水市桃城区、

冀州区、枣强县之间的三角地带，是具有沼泽、水域、滩涂、草甸和森林等完整湿地生态系统的自然保护

区，以内陆淡水湿地生态系统和国家 I、II 级保护鸟类为主要保护对象[1]。衡水湖总水面面积 75 km2，蓄水

位 21.0 m，中湖大道将衡水湖分为东西两湖，其中东湖面积 42.5 km2，一人工分割堤又将东湖分为大小两

湖，其中大湖 32.4 km2，小湖 10.1 km2；西湖面积 32.5 km2[2]，目前主要为东湖蓄水，西湖仅少部分坑塘蓄

水，大部分未蓄水。营养化分析是湖泊水环境评价的重要环节，富营养化也一直是困扰衡水湖的主要问题。

1 评价方法

营养状态评价采用指数法[3]，评价项目为总磷、总氮、叶绿素 a、高锰酸盐指数和透明度，对照湖泊

营养状态评价标准及分级方法（表 1），采用线性插值法将水质项目浓度值转换为赋分值，计算营养状态

指数 EI，?? = ∑ ??/?

?

?=1 ，式中：EI 为营养状态指数，En 为评价项目赋分值，N 为评价项目个数。

表 1 湖泊（水库）营养状态评价标准及分级方法

营养状态分级 评价项目赋分值 En

总磷/

(mg/L)

总氮/

(mg/L)

叶绿素 a/

(mg/L)

高锰酸盐指数/

(mg/L)

透明度/

m

贫营养 0≤EI≤20

10 0.001 0.020 0.0005 0.15 10

20 0.004 0.050 0.0010 0.4 5.0

中营养 20＜EI≤50

30 0.010 0.10 0.0020 1.0 3.0

40 0.025 0.30 0.0040 2.0 1.5

50 0.050 0.50 0.0100 4.0 1.0

富

营

养

轻度富营养

50＜EI≤60

60 0.10 1.0 0.026 8.0 0.5

中度富营养

60＜EI≤80

70 0.20 2.0 0.064 10 0.4

80 0.60 6.0 0.16 25 0.3

重度富营养

80＜EI≤100

90 0.90 9.0 0.40 40 0.2

100 1.3 16.0 1.0 60 0.12

2 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

根据营养状态指数确定营养状态赋分[4]，赋分标准见表 2。

表 2 湖（库）营养状态赋分标准

湖（库）营养状态指数 ≤10 42 45 50 60 62.5 65 ≥70

湖（库）营养状态赋分 100 80 70 60 50 30 10 0

参照河湖健康评估分级标准，按表 3 划定健康分级。

表 3 健康评估分级

评估分级 非常健康 健康 亚健康 不健康 病态

赋分范围 RHS 80≤RHS≤100 60≤RHS＜80 40≤RHS＜60 20≤RHS＜40 0≤RHS＜20

最后将各水质监测断面按所代表湖面水面面积统计，评估衡水湖营养状态健康状况。

2 衡水湖营养化状况健康评估结果

衡水湖常设水质监测断面 3 处，均为近岸区域，分别为东湖大湖大赵闸、南关闸，小湖魏屯闸，每月

监测，特选取 2021 年 1—12 月全年资料。为更准确掌握衡水湖各区域水质状况，2021 年 5—11 月分别对

大湖湖面开阔区（1、2、3）、芦苇区（1、2、3）、蒲草区（1、2、3）增设 9 处监测断面，小湖增设南

关新闸东及小湖湖心 2 处监测断面，5—9 月全部监测，10—11 月仅监测大湖开阔区及小湖湖心。

衡水湖水生植被以芦苇、蒲草为主，包括少部分人工种植的莲藕，约占湖区面积的 2/3[2]148。湿地植物

群落类型分为芦苇群落、香蒲群落、浮萍群落等，其中芦苇群落的面积最大[5]，鉴于此，分别赋予各监测

断面所代表水面面积权重值如下：

表 4 各断面代表水面面积权重赋值

监测点

名称

大 湖 小 湖

大赵

闸

南关新

闸

开阔

区 1

开阔

区 2

开阔

区 3

芦苇

区 1

芦苇

区 2

芦苇

区 3

蒲草

区 1

蒲草

区 2

蒲草

区 3

魏屯

闸

南关新

闸东

小湖

湖心

水面面

积权重 0.05 0.05 0.1 0.1 0.1 0.11 0.11 0.11 0.09 0.09 0.09 0.25 0.25 0.5

注：芦苇区、蒲草区仅 5—9 月进行监测，其余时段为方便计算，各断面平均分配水面面积。

据此计算衡水湖营养化状况，其健康评估结果如表 5 和表 6。

表 5 衡水湖各断面营养化状况评分

断面名称

月份

1 月 2 月 3 月 4 月 5 月 6 月 7 月 8 月 9 月 10 月 11 月 12 月

大湖

大赵闸 48.4 47.4 48.9 49.9 46.2 56.1 58.7 53.4 55.3 55.2 54.9 55.2

南关新闸 47.2 47.6 50.0 50.7 46.9 60.1 63.2 57.7 58.4 58.4 53.4 53.0

开阔区 1 44.7 62.6 61.8 59.4 57.1 62.7 52.9

开阔区 2 48.1 62.8 60.7 59.1 60.3 62.1 51.1

开阔区 3 50.5 62.3 62.9 59.2 58.3 62.1 48.4

芦苇区 1 46.2 59.4 62.0 62.3 60.7

芦苇区 2 46.8 59.8 59.7 57.2 59.6

芦苇区 3 45.7 61.5 62.7 62.8 61.4

蒲草区 1 44.7 61.9 61.0 59.3 58.4

蒲草区 2 46.5 60.9 58.7 59.2 59.4

蒲草区 3 46.0 60.7 61.9 59.6 61.5

小湖

魏屯闸 60.0 60.1 53.4 52.7 49.7 65.0 50.8 56.6 49.2 56.3 55.3 47.0

南关新闸东 61.6 72.5 74.0 69.2 72.7

小湖湖心 67.6 70.8 75.1 72.7 71.5 69.6 62.5

第 4 期 李秀莹 衡水湖湿地营养化状况健康评估及原因分析 3

表 6 衡水湖各断面营养化健康评估赋分

断面名称

月份

1 月 2 月 3 月 4 月 5 月 6 月 7 月 8 月 9 月 10 月 11 月 12 月 全年

大湖

大赵闸 63.2 65.2 62.2 60.2 67.6 53.9 51.3 56.6 54.7 54.8 55.1 54.8 58.3

南关新闸 65.6 64.8 60.0 59.3 66.2 49.2 24.4 52.3 51.6 51.6 56.6 57.0 54.9

开阔区 1 71.0 29.2 35.6 50.6 52.9 28.4 57.1 46.4

开阔区 2 63.8 62.8 60.7 50.9 60.3 62.1 51.1 58.8

开阔区 3 59.5 31.6 26.8 50.8 51.7 33.2 63.2 45.3

芦苇区 1 67.6 50.6 34.0 31.6 44.4 45.6

芦苇区 2 66.4 50.2 50.3 52.8 50.4 54.0

芦苇区 3 68.6 38.0 28.4 27.6 38.8 40.3

蒲草区 1 71.0 34.8 42.0 50.7 51.6 50.0

蒲草区 2 67.0 42.8 51.3 50.8 50.6 52.5

蒲草区 3 68.0 44.4 34.8 50.4 38.0 47.1

大湖综合 64.4 65.0 61.1 59.8 66.9 43.8 40.0 46.7 49.1 46.02 56.62 55.9 54.6

小湖

魏屯闸 50.0 49.8 56.6 57.3 60.6 10.0 59.2 53.4 61.6 53.7 54.7 66.0 52.7

南关新闸东 37.2 0 0 1.6 0 7.8

小湖湖心 4.8 0 0 0 0 0.80 30.0 5.1

小湖综合 50.0 49.8 56.6 57.3 26.9 2.5 14.8 13.8 15.4 27.3 42.4 66.0 35.2

分析表 5、表 6 统计结果，衡水湖东湖大湖各断面营养状态指数为 44.7 ~ 63.2，小湖为 47.0 ~ 75.1，均

属中营养至中度富营养。按健康评估标准描述，衡水湖东湖大湖各断面健康分值是 24.4 ~ 71.0，属不健康

至健康，其中 60.0 ~ 71.0 属健康的占比 29.3%，40.0 ~ 60.0 属亚健康的占比 49.3%，20.0 ~4 0.0 属不健康的

占比 21.3%，东湖大湖综合评价为 54.6 分，属亚健康。衡水湖东湖小湖各断面健康分值为 0 ~ 66.0，属病

态至健康，其中 60.0 ~ 66.0 属健康的占比 12.5%，40.0 ~ 60.0 属亚健康的占比 33.3%，20.0 ~ 40.0 属不健康

的占比 8.3%，0 ~ 20.0 属病态的占比 45.8%，东湖小湖综合评价为 35.2 分，属不健康。

据有关浮游植物的研究，衡水湖浮游植物以绿藻门、硅藻门、蓝藻门的种类数最多。优势种为梅尼小

环藻、四角十字藻。高温期夏秋季衡水湖东湖大湖部分断面存在水华风险，小湖部分断面处于轻度水华状

态[6]，与表 5、表 6 中营养化状况的统计结果相对应。

分析资料，总磷、总氮、叶绿素 a、高锰酸盐指数和透明度五项评价项目，营养状态赋分值分别为总

磷 21.7 ~ 72.0，总氮 35.5 ~ 75.1，叶绿素 a 28.8 ~ 71.8，高锰酸盐指数 42.0 ~ 73.3，透明度 39.9 ~ 90.0，其

中透明度 60 分以上占比 74.7%，6—9 月共计 56 测次，全部都在 60 分以上。其余项目 60 分以上占比分别

为总磷 22.2%，总氮 38.4%，叶绿素 a 15.2%，高锰酸盐指数 23.2%，其中高锰酸盐指数的影响主要在小湖，

南关新闸东与小湖湖心两断面共计 12 测次，高锰酸盐指数营养状态赋分值全部 60 分以上。综上分析，影

响衡水湖水体营养化状态的主要因素东湖大湖为透明度、总氮，小湖为透明度、总氮及高锰酸盐指数。

3 重点断面营养化状况变化趋势分析

衡水湖大赵闸为国控断面，也是河北省衡水水文勘测研究中心每月监测的常设水质监测断面，资料完

整，特选取 2012—2021 年资料，按年均值分析其营养状态变化趋势，见表 7。

由表 7 分析可见，大赵闸断面十年间除 2016 年为中度富营养外，其余年份均为轻度富营养，对照健

康评估分级表，2016 年营养状态为不健康，其余年份均为亚健康。主要影响因素为总氮以及高锰酸盐指数，

但值得注意的是自 2016 年起，在总体营养状态趋于好转的情形下，透明度的影响却逐年增加，甚至在 2021

年超过了总氮，成了主要影响因素。大赵闸营养状态指数 EI 以及总氮、透明度的变化趋势见图 1。

4 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

表 7 衡水湖大赵闸断面营养化状况年度变化

年份 营养状态指数 EI

各评价项目赋分值 En

总磷 总氮 叶绿素 高锰酸盐指数 透明度

2012 53.2 46.0 67.8 47.3 58.8 46.0

2013 55.7 50.0 67.8 54.2 56.8 50.0

2014 57.6 60.0 64.3 53.2 59.5 51.2

2015 55.0 46.0 69.0 55.0 58.8 46.0

2016 62.0 61.0 68.6 57.2 67.5 55.8

2017 56.0 56.0 62.1 48.3 58.5 55.0

2018 58.0 60.0 61.6 53.8 57.8 57.0

2019 55.1 46.0 62.0 51.7 57.3 58.8

2020 53.3 42.0 61.5 52.8 53.0 57.4

2021 52.1 42.0 55.9 50.6 53.8 58.0

图 1 大赵闸断面营养状态变化趋势

分析原始资料，近几年透明度偏低的时长明显增加，尤其自 2019 年以来，每年有 7—8 个月透明度低

于 0.50 m，主要集中在水温较高的夏、秋季节。大赵闸断面透明度每月监测一次，年监测 12 次，分别选

取 0.5 m 以下、0.5 ~ 1.0 m 以及 1.0 m 以上三个数据段，统计十年间各年份透明度各数据段分别出现频次情

况见表 8。

表 8 大赵闸 2012—2021 年透明度监测统计

年份

透明度各数据段出现频次

＞1.0 m 0.5 m～1.0 m ＜0.5 m

2012 5 4 1

2013 6 4 0

2014 4 4 3

2015 5 3 0

2016 2 8 2

2017 2 10 0

2018 2 5 4

2019 2 2 8

2020 1 3 8

2021 2 3 7

注：2012 年 11、12 月，2013 年 1、3 月，2014 年 12 月，2015 年 1、3、9、11 月，2018 年 12 月无资料。

35.0

40.0

45.0

50.0

55.0

60.0

65.0

70.0

75.0

80.0

2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020 2021

赋分值

年份

总氮 透明度 营养状态指数

第 4 期 李秀莹 衡水湖湿地营养化状况健康评估及原因分析 5

4 原因分析及治理建议

衡水湖是典型的平原浅水湖泊，湖盆为浅碟状洼地，湖底比周围平地低 4 ~ 5 m[2]17，平均水深 2.1 m[2]59，

衡水湖水源主要依靠外流域调水，其中又以引蓄黄河水为主，大量泥沙随水入湖，自 1994 年开始引黄河

水至 2012 年累计入湖沙量 7.5376 万吨，占衡水湖总库容 0.015%[1]388。同时衡水湖又是一处内陆封闭型汇

水湿地，水体流动性差，滞留时间长，衡水湖浮游植物多样性变化趋势与水温变化呈正相关[6]，2021 年平

均水温 16.5 ℃，有 5 个月水温在 20 ℃以上，也为浮游生物生长创造了条件。另外人类活动如旅游、捕鱼

等以及风浪对水体的搅动等，都是造成浅水湖泊透明度较低的原因。

由于衡水湖主要依靠外来调水，其水质受来水水质影响较大，最近一次入湖引水监测显示（2020 年 5

月王口闸）总磷 0.10 mg/L，总氮 3.43 mg/L，高锰酸盐指数 4.3 mg/L，透明度 0.30 m，营养状态分值均在

50 分以上，其中透明度 80.0 分、总氮 67.2 分。

另外湖体本身多年沉积底泥中营养盐的二次释放以及水生植物成熟后不能及时收割而腐烂所造成的

营养盐重新释放等，也会造成水体中营养盐含量的增高。

衡水湖作为当地一张生态名片，市政府与各级水行政主管部门对其生态保护与治理高度重视，先后出

台《衡水湖水质保护条例》《衡水湖保护和治理条例》等政策法规，全面关停入湖排污口，禁止点源污染，

推广高效农业，减少面源污染，同时进行生态移民和村落整治，周边工厂搬迁，退耕还林、还草以涵养水源。

2019 年 12 月衡水湖唯一现存湖心渔村顺民庄搬迁完毕[7]。衡水湖营养化状况有所好转，但仍需继续努力，

现提出以下几点建议：

1）加强衡水湖各区域水质监测。受多方因素制约，不同植物群落水域站点仅布设了代表性较强的芦

苇群落与蒲草群落，挺水植物的莲藕区域以及沉水植物区域等在整个衡水湖水面面积的占比也比较大，应

进一步加密水质站点的布设，以丰富资料代表性，为衡水湖开发利用与保护提供数据支撑。

2）加强衡水湖底泥及水生生物的监测。衡水湖是封闭式内陆平原浅水型湖泊，水体循环性差，营养

化状态受内源污染影响较大。加强内源监测，了解底泥及水生生物变化动态，采取及时清淤、收割已成熟

的水生植物、放养食草鱼类、修建小范围内循环水系等措施，降低湖体内源可能带来的二次污染。

3）制定入湖水体水质及含沙量标准。衡水湖水源主要为引蓄外来调水，来水水质直接影响衡水湖水

质状况。根据衡水湖功能需要，制定入湖水体水质标准，在引水沿途采取控污、排淤等相应措施做好水体

净化，做到来水水质达标入湖。

4）规范旅游活动，在追求经济效益的同时降低对水体环境的破坏。衡水湖目前是国家 4A 级旅游景区，

正在努力创建 5A 级景区。2022 年 9 月 3 日召开了“衡水市创建衡水湖国家 5A 级旅游景区决战冲刺动员

会议”[8]，加之每年 9 月衡水湖国际马拉松赛事的举办与宣传，衡水湖为世人广泛关注，正在成为当地乃

至河北省重要的旅游胜地，在衡水湖开发进入快车道的同时更应做好生态保护工作，制定易于推行的实施

细则，加大宣传，做到全民参与，实现衡水湖的可持续良性发展。

5）规范捕鱼行为。为涵养渔业资源，自 2013 年起衡水湖延长了禁渔期，目前是自每年的 12 月 1 日

起至次年的 8 月 31 日止，共计 9 个月封湖禁渔期，此举不仅丰富了渔业资源，也有效改善了衡水湖生态

环境。在严格执行禁渔政策打击非法捕捞的同时，还要规范开湖后的捕捞行为，严禁渔民使用炸、毒等严

重破坏生态环境的粗暴捕捞方式。另外，下湖捕鱼也是深受游客喜爱的旅游项目，也要对游客的行为进行

规范，在游玩的同时尽量降低对环境的破坏。

6）重视外来物种入侵问题。外来入侵物种对环境造成破坏的案例时有报道，黄顶菊、蒲草等的入侵

也曾给衡水湖环境治理带来困扰，应采取加强引水水体水生生物监测、规范民众放生行为等措施，保护对

水体净化有重要作用的原有物种不被侵蚀。

7）加强湖区周边保护区范围内的生态保护，严格落实河长制、林长制等制度，规范畜牧养殖、农业

生产、工业排污等，打造良好的衡水湖外围生态环境。

6 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

参考文献：

[1] 张彦增,乔光建,崔希东.衡水市水文水资源分析与综合利用[M].北京:中国水利水电出版社,2017:21.

[2] 张彦增,尹俊玲,崔希东,等.衡水湖湿地恢复与生态功能[M].北京:中国水利水电出版社,2010:31.

[3] 中华人民共和国水利部.地表水资源质量评价技术规程:SL395-2007[S].北京:中国水利水电出版社,2007:10.

[4] 中华人民共和国水利部.河湖健康评估技术导则:SL/T793-2020[S].北京:中国水利水电出版社,2020:7.

[5] 江大勇.衡水湖动植物资源调查研究[J].现代农村科技,2021(3):98.

[6] 慕建东,闫丽,郗艳娟,等.衡水湖浮游植物多样性及富营养化研究[J].河北渔业,2022(3):39-40.

[7] 杨万宁.顺民庄搬迁记事(组诗)[N].衡水日报•滏阳花,2019-12-17(B2).

[8] 李雅洁.衡水召开创建衡水湖国家 5A 级旅游景区决战冲刺动员会议[EB/OL].(2022-09-03)[2022-09-21].https://

www.hsrb.com.cn/detail/166219862244668.html.

Health Assessment and Cause Analysis of Nutritional Status of Hengshui Lake Wetland

LI Xiuying

(Hengshui Hydrology Investigation Research Center of Hebei Province, Hengshui, Hebei 053000, China)

Abstract: Hengshui Lake is a typical plain shallow water lake, which has been plagued by nutrient problems. The water

quality data of Hengshui Lake in different areas, such as the coastal area, open area, reed-work area and cattail area, are

selected to analyze its nutrient status. The river and lake health assessment grading standard is used to describe its health

status in order to find the main influencing factors and propose targeted management suggestions. The health assessment of

the nutrient status of Hengshui Lake indicates that the nutrient status of the large lake of the east lake in Hengshui Lake is

sub-healthy, and its main influencing factors are diaphaneity and total nitrogen; the nutrient status of the small lake is

unhealthy, and its main influencing factors are diaphaneity, total nitrogen and the index of potassium permanganate. Since

2016, when the overall nutrient status tends to improve, the impact of diaphaneity has increased year by year, and even

exceeded total nitrogen in 2021, becoming the main influencing factor. Besides the impact of the lake itself, the quality of the

external diversion water also has a greater impact.

Key words: Hengshui Lake; eutrophication; health assessment; ecological protection; wetland

（责任编校：李建明 英文校对：吴秀兰）

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

衡水湖优势水生植物水质净化及景观优化研究

冯 雪，冯 蕾，李 月

（衡水学院 生命科学学院，河北 衡水 053000）

摘 要：选取 10 种衡水湖常见的优势水生植物作为供试植物，设置 3 个浓度梯度富营养化水体对其净化

效果进行分析，探讨相同水生植物对不同浓度水质吸收和去除效果、不同水生植物对同一浓度水质指标

吸收和去除效果，以及水生植物组合对不同浓度水质吸收和去除效果。研究结果表明：不同水生植物对

氨氮（NH4

+

-N）、化学需氧量（COD）、总氮（TN）、总磷（TP）的吸收效果均存在很大差异性。其

中，在单一植物处理中，慈姑对 TN 的去除效果最明显，去除率高达 65.5%；香蒲对 NH4

+

-N 的去除效果

最明显，去除率为 81.31%；鸢尾和再力花对 TP 的去除明显优于其他植物；在 COD 去除上，香蒲则表现

出一定的优势。而在植物组合处理中，芦苇＋金鱼藻＋睡莲组合对 TN、TP 和 NH4

+

-N 去除效果最佳。综

合考虑植物净化作用及优势水生植物徒长引发的次生环境问题，建议千屈菜、香蒲、芦苇、慈姑、鸢

尾、荷花、再力花等 3—5 种植物搭配使用，应用于富营养化水体中氮、磷的去除，净化效果更佳，既可

以改善衡水湖的水质，又可以提升衡水湖湿地生态景观效果。

关键词：衡水湖；水生植物；水质净化；氮磷；富营养化

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.002

作者简介：冯 雪，女，河北景县人，讲师。

冯 蕾，女，河北故城人，副教授。

基金项目：2022 年河北省湿地保护与绿色发展协同创新中心专项课题（2022XJZX20）；衡水市科技计划

项目（2021014007Z）

中图分类号：S688 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0007-06

收稿日期：2022-11-07

衡水湖湿地是中国北方唯一保留了沼泽、水域、滩涂、草地和森林等完整湿地生态系统的自然保护

区，拥有着辽阔的水体面积和大量的湿地植物资源，其植物多样性和淡水生态资源在华北地区具有不可

替代的地位[1]。由于水体中氮、磷等营养物质的过度积累，导致藻类的大量繁殖，严重影响了衡水湖的水

体质量，进而影响了衡水湖的生态环境质量。本试验以衡水湖常见 10 种水生植物为研究对象，通过在实

验室进行水培，配置不同浓度的营养液，研究供试植物对衡水湖富营养化水体的净化效果及规律，为衡

水湖湿地水质净化与治理提供科学理论依据[2]。

1 材料与方法

1.1 实验材料与仪器

1.1.1 实验材料

荷花、芦苇、千屈菜、金鱼藻、睡莲、香蒲、慈姑、黑藻、水生鸢尾、再力花等 10 种供试植物。

配置 2 个梯度的营养液（高质量浓度：磷酸二氢钾 4 mg/L+硫酸铵 20 mg/L；低质量浓度：磷酸二氢

钾 2 mg/L+硫酸铵 10 mg/L。以下分别简称“高浓度”“低浓度”），底泥作为水培基质，设置未加植物

的水培营养液作为对照组（CK）。

1.1.2 仪器设备与试剂

所用仪器：COD 分析仪、消解仪、紫外分光光度计、TOC 分析仪、高压灭菌锅、电子天平等。

8 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

所用试剂为钼酸钠、浓硫酸、重铬酸钾、硫酸亚铁、重铬酸钾、硫酸银-硫酸溶液、试亚铁灵、硫酸

亚铁铵、硝酸钾、硝酸铵、磷酸二氢钾等、硫酸二氢钾、硫酸铵。

1.2 实验方法

1.2.1 水样采集及处理

利用实地调研法，对衡水湖中景观水体各水质情况及水生植物应用现状进行调查分析。根据分散采

样法，在衡水湖不同点位采取水样，使用高压灭菌方法对其进行消毒处理。将处理后的水质中加入不同

浓度的硝酸钾、硝酸铵、磷酸二氢钾模拟设置 3 个浓度梯度的富营养化实验水体，备用。

1.2.2 植物采集及处理

水生植物购入后，利用水培法将水生植物种植于塑料箱（外形尺寸为 67 cm×45 cm×53.5 cm）中。实

验前，去除枯叶，将其洗净，在实验室内用自来水预培养 7 d 后，选择长势良好且外形相近的植株作为供

试植物。将供试植物先在流动的自来水中冲洗干净，再用蒸馏水对各供试植物进行冲洗，排除自来水中

的杂质对实验的影响，用洁净的纱布擦拭植株表面的水分，直至基本无水自然滴下。

将处理后的 10 种植物分别放进 3 种不同浓度的富营养化水体中进行培养，7 d 后，观察其生长状态，

分析不同供试植物对模拟营养化水体的净化作用。各组设置 3 次重复。

1.2.3 测定方法

水体中总氮（TN）的测定，采用碱性过硫酸钾消解紫外分光光度法。水体中总磷（TP）的测定，采

用钼酸铵分光光度法[3]。水体中氨氮（NH4

+

-N）的测定，采用纳氏试剂分光光度法。水体中化学需氧量

（COD）的测定，采用快速消解法对水体中化学需氧量进行测定[4]。

1.2.4 数据计算与分析

采用 SPSS16.0 统计软件对数据进行统计分析，通过单因素方差分析对不同水生植物对水质净化的数

据进行差异的显著性检验，采用 Microsoft Excel 2016 软件对数据进行处理和绘图。用去除率表示某种植

物对总氮、总磷、的净化效率，其公式为：去除率=[(C0－Ci)/C0]×100%，其中 C0 为水体中氮、磷、氨氮

和化学需氧量的初始浓度值，Ci 为某种植物水培 7 d 后水中氮、磷、氨氮和化学需氧量的实测浓度。

2 实验结果与分析

2.1 供试植物在置于带有底泥的衡水湖水体中的生长状态

将购入的 10 种水生植物置于带有底泥的衡水湖水体培养 7 d 后，观察其生长状态，结果如表 1 所示。

观察比较衡水湖不同区域的水生植物的富集

状态，衡水湖采集水体、底泥（1.8 kg），7 d 后

测定其水体及底泥 pH 值，通过测定结果可知生

源 pH 值与衡水湖水体、底泥 pH 值几乎相同，故

可排除环境因素的干扰。预处理后的植物生长状

态明显改善，可排除生理因素的干扰。

2.2 不同浓度富营养化培养液中供试植物的生长

状态

将配置的 2 个浓度梯度的营养液，倒入采集

的衡水湖水体中 10 个培养桶内，获得不同梯度的

稀释液，分别培养购入的水生植物，观察并记录 7 d 后供试植物的生长状态，结果如表 2 所示。

由表 2 可知，植物生长状态较为理想，植物生长较快，大多数植物出现发芽、生根等现象，可排除环

境因素、生理因素对后续水质净化实验的干扰。此外，高浓度处理植物生长势强于低浓度植物生长势，

表明水体中供试植物所必需的 N、P 含量多可能造成模拟水体的富营养化，为后续植物对 TN、NH4

+

-N、

TP、COD 净化试验奠定一定的基础。

表 1 供试植物生长状况记录

植物名称 供试植物生长状态

黑藻 生根

金鱼藻 无变化

水生鸢尾 叶片坚挺，长出新的枝叶、新根

慈姑 外层植物叶片变黄，长出新枝叶、新根

再力花 叶片坚挺，长出新须根

睡莲 叶片长出水面且展开，叶茎增长，长出须根

荷花 水体表面产生油状物，长出叶片

香蒲 长出新根、新植株

千屈菜 茎叶坚挺，长出新根

芦苇 长出新根，长出新植株

第 4 期 冯 雪，等 衡水湖优势水生植物水质净化及景观优化研究 9

2.3 相同水生植物对不同浓度水质吸收和去

除效果

2.3.1 同种水生植物对 TN 吸收和去除效果

同一种水生植物在不同程度富营养化条

件下，随着富营养化水平的升高，植物对

TN 的去除率先升高后降低，其中黑藻和金

鱼藻 2 种沉水植物最为明显，去除率高达

50%以上（如图 1）。高浓度富营养化条件

下，鸢尾、黑藻和金鱼藻等植物 TN 处理的

去除率均较低，说明浓度过高的富营养化水体会抑制 TN 的净化效果。而慈姑在 3 种浓度水体中去除率均

较高，说明水体中的氮元素作为营养元素被慈姑所吸收。因此，针对修复不同程度富营养化水体时要根

据水体的具体情况筛选去除率较高的水生植物种类。

图 1 10 种植物不同浓度下 TN 去除率

2.3.2 同种水生植物对 NH4

+

-N 吸收和去除效果

轻度富营养化到高度富营养化的水体中，鸢尾、香蒲、睡莲、芦苇、黑藻、金鱼藻、荷花等 7 种植

物处理的 NH4

+

-N 去除率均有所升高，其中香蒲由低浓度到高浓度去除率变化最为明显，表明香蒲对

NH4

+

-N 有较好的去除效果（P＜0.05）（如图 2）。而睡莲在 3 种浓度中 NH4

+

-N 的去除率均较低，可能

是由于睡莲对 NH4

+

-N 的吸收速度较为缓慢导致的，也可能因为在室内水培，温度高，不太适宜睡莲的生

长而导致吸收效果较差。因此，在治理富营养化水平过高的水体时，应根据实际污染情况综合考虑，优

先选择香蒲等耐高营养负荷且净化能力强的植物，会有更好的净化效果。

图 2 10 种植物不同浓度下 NH4+

-N 去除率

表 2 供试植物生长状态记录

植物名称 低浓度水体植物生长状态 高浓度水体植物生长状态

黑藻 生根 生根

金鱼藻 变化不大 变化不大

水生鸢尾 叶片坚挺，生根 叶片坚挺，生根

慈姑 发芽、生根 发芽、生根

再力花 叶片坚挺，长出新须根 叶片坚挺，长出新须根

睡莲 茎叶增长 茎叶增长明显

荷花 变化不大 变化不大

香蒲 发芽、生根 长出新根、新植株

千屈菜 茎叶坚挺，生根 茎叶坚挺，生根

芦苇 生根、发芽 生根、发芽

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

去除率/%

植物种类

底泥 高浓度 低浓度

0.0

0.1

0.2

0.3

0.4

0.5

0.6

0.7

去除率/%

植物种类

底泥 高浓度 低浓度

10 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

2.3.3 同种水生植物对 TP 吸收和去除效果

TP 的去除率在不同程度富营养化条件下，10 种水生植物对 TP 均起到净化作用，且去除率均显著高

于对照组（P＜0.05）（如图 3）。随着浓度的升高，绝大多数同种植物对 TP 的去除率表现为先升高而后

降低，鸢尾和再力花表现最为明显，这可能是由于挺水植物对低浓度污染水体中 TP 的去除反应较为敏

感，而在高浓度污染水体中会抑制其生长，导致 TP 去除率有明显下降趋势。

图 3 10 种植物不同浓度下 TP 去除率

2.3.4 同种水生植物对 COD 吸收和去除效果

同一种水生植物在不同浓度的水体中对 COD 的去除率变化不大，变化趋势基本保持一致，由底泥到

高浓度水体中，均呈现先升后降的趋势，其中香蒲在低浓度水体中 COD 去除率最大，为 0.42%，主要由

于 5、6 月份正值香蒲生长旺盛期，其对有机物质需求量大，因此对水体中 COD 吸收较为明显。另外，试

验水体中 COD 去除率均明显高于对照组（P＜0.05），如图 4。

图 4 10 种植物不同浓度下 COD 去除率

2.4 不同水生植物对同一浓度水质指标吸收和去除效果

2.4.1 不同水生植物对同一浓度 TN 的吸收和去除效果

由数据分析结果可知，底泥组植物净化能力最强为慈姑，去除率为 57.83%，其次为荷花 35.93%，

最低为金鱼藻 9.42%。低浓度组净化能力最强的植物为黑藻，去除率为 65.04%，其次为金鱼藻

54.70%，最低为芦苇 0.76%。高浓度营养液中净化能力最强的植物为慈姑，去除率为 64.53%，其次为

再力花 26.83%，最低为睡莲 1.48%。综合净化能力由高到低依次为：慈姑＞黑藻＞再力花＞鸢尾＞金鱼

藻＞荷花＞千屈菜＞香蒲＞芦苇＞睡莲＞对照组；底泥中含氮量比其他 2 种介质含氮量低，由此可知植

物生长势在底泥中较强，生长状态更佳。

2.4.2 不同水生植物对同一浓度 TP 的吸收和去除效果

底泥组植物净化能力最强为黑藻 46.46%，其次为香蒲 34.11%，最低为慈姑 2.80%。高浓度营养液中

净化能力最强的植物为金鱼藻 82.23%，其次为黑藻 46.26%，最低为慈姑 2.80%。在低浓度组净化能力最

0.000

0.001

0.002

0.003

0.004

0.005

去除率/%

植物种类

底泥 高浓度 低浓度

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

去除率/%

植物种类

底泥 高浓度 低浓度

第 4 期 冯 雪，等 衡水湖优势水生植物水质净化及景观优化研究 11

强的植物为再力花 73.76%，其次为芦苇 71.60%，最低为睡莲 12.65%。植物对总氮净化能力由高到低依次

为：芦苇＞金鱼藻＞再力花＞千屈菜＞黑藻＞荷花＞鸢尾＞香蒲＞睡莲＞慈姑＞对照组；在高浓度营养

液中的植物生长状态更好，净化效果更为明显。

2.4.3 不同水生植物对同一浓度 NH4+

-N 的吸收和去除效果

底泥组植物净化能力最强为香蒲，去除率为 46.06%，其次为千屈菜，去除率为 31.82%。最低为黑藻，

去除率为 5.45%。高浓度营养液中净化能力最强的植物为黑藻，去除率为 32.58%，其次为金鱼藻，最低为

千屈菜 0.65%。在低浓度组净化能力最强的植物为再力花，去除率 58.21%，其次为芦苇，去除率为

47.76%，最低为睡莲和黑藻，去除率为 9.85%。植物对总磷净化能力由高到低依次为：鸢尾＞再力花＞慈

姑＞香蒲＞芦苇＞黑藻＞荷花＞千屈菜＞睡莲＞金鱼藻＞对照组，在高浓度营养液中的植物生长状态更

好，净化效果更为明显。

2.4.4 不同水生植物对相同 COD 的吸收和去除效果

10 种供试植物对不同 COD 浓度净化效果都有显著性差异（P＜0.05）。其中，底泥组植物净化能力

最强为黑藻 0.4%以上。高浓度营养液中净化能力最强的植物为荷花去除率 0.47%以上，最低为香蒲、芦

苇、黑藻，由此可知荷花处理水体中是 COD 吸收率达到最大值，是净化效果最好的阶段。在低浓度组净

化能力最强的植物为再力花，去除率为 0.42%，最低为芦苇 0.33%。植物对 COD 净化能力由高到低依次

为：荷花＞睡莲＞再力花＞黑藻＞香蒲＞金鱼藻＞千屈菜＞慈姑＞鸢尾＞芦苇＞对照组。在高浓度营养

液中的植物生长状态更好，净化效果更为明显。

2.5 水生植物组合对不同浓度水质吸收和去除效果

芦苇＋金鱼藻＋睡莲对 TN 去除效果最明显，其次为芦苇＋金鱼藻，说明挺水植物+漂浮植物＋沉水植

物等至少 2 种植物组合对 TN 的吸收效果会更好。而芦苇＋金鱼藻＋睡莲对 NH4

+

-N 去除效果最为明显，其

次为金鱼藻＋黑藻。芦苇＋金鱼藻＋睡莲对 TP 去除效果也最明显，其次为芦苇＋金鱼藻（如图 5）。由此

可知，芦苇、睡莲和金鱼藻对 TN、TP 和 NH4

+

-N 的吸收和去除效果都较好，建议可以广泛投入使用。综

上所述，3 种植物组合净化效果优于 2 种植物组合，不同水生植物方式组合比单一植物种植方式组合净化

效果更为明显。

图 5 不同植物组合对 TN、TP 和 NH4

+

-N 去除率

3 结论与讨论

本试验所选的 10 种衡水湖优势水生植物对模拟 3 种浓度富营养化水体中的 TN、TP、NH4

+

-N、COD

都有不同程度的净化作用，且去除率均高于对照组。处理 7 d 后，同种水生植物对不同浓度的污染水体

中，慈姑对 TN 的去除效果最明显，去除率高达 65.5%；香蒲对 NH4

+

-N 的去除效果最明显，去除率为

81.31%；鸢尾和再力花对 TP 的去除明显优于其他植物；在 COD 的去除上，香蒲则表现出一定的优势。

而在植物组合处理中，芦苇＋金鱼藻＋睡莲组合对 TN、TP 和 NH4

+

-N 去除效果最佳。从植物生长量变化

0.15

0.25

0.35

0.45

0.55

0.65

0.75

0.85

0.95

去除率/%

不同植物组合

总氮 氨氮 总磷

12 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

上看，金鱼藻、黑藻量增长较多，且对其他共生植物有明显抑制，是 10 种植物中的明显优势物种。综合

考虑植物净化作用及优势水生植物徒长引发的次生环境问题，建议采用多种水生植物组合搭配种植，用

于富营养化水体中氮和磷的去除，效果会较为显著。

在衡水湖水质检测中发现，不同种类的水生植物对不同污染性质的水体具有不同程度的吸收和净化

作用，因此在衡水湖湿地景观设计时，要充分考虑不同水生植物对水质净化效果，合理搭配多种水生植

物组合，使植物之间优势互补，并注重其养护管理，以确保衡水湖湿地景观观赏价值与水体净化效果的

最大化，维持生态系统的平衡[5]。另外，因本试验中主要进行的是静水试验，试验周期为 14 d，但在试验

期间的观察发现，间隔 7 d 换水 2 次之后，即在植物生长在试验期间 15 d 左右，部分植株生长趋势明显变

缓，在试验后期甚至出现一定程度的根部腐烂、叶片枯萎等现象，不但不能净化水质可能还会带来一定

的环境污染问题，因此，在后续的研究中，应该考虑使用流动的水体进行模拟水培试验，探讨供试植物

的净化效果。

参考文献：

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Water Purification and Landscape Optimization of Dominant Aquatic Plants in Hengshui

Lake

FENG Xue, FENG Lei, LI Yue

(College of Life Science, Hengshui University, Hengshui, Hebei 053000, China)

Abstract: 10 kinds of common dominant aquatic plants in Hengshui Lake are selected as test plants and 3 kinds of eutrophic

water with concentration gradients are set to analyze their purification effects, discuss the effect that same aquatic plants absorb

and remove the water with different concentrations, the effect that different aquatic plants absorb and remove the water with

same concentrations, and the effect that the combination of aquatic plants absorbs and removes the water with different

concentrations. The results show that different aquatic plants have different absorption effects on ammonia nitrogen (NH4+

-N),

chemical oxygen demand (COD), total nitrogen (TN) and total phosphorus (TP). Among them, in the single plant treatment,

arrowhead has the most obvious removal effect on TN, with the removal rate as high as 65.5%, while Typha orientalis Presl has

the most obvious removal effect on NH4+

-N, with the removal rate of 81.31%, Iris tectorum Maxim and Thaliade dealbata are

obviously better than other plants in removing TP, but Typha orientalis Presl shows certain advantages. Typha shows certain

advantages in removing COD. In plant combination treatment, the combination of Phragmites australis+Ceratophyllum

demersum L.+Nymphaea alba has the best removal effect on TN, TP and NH4+

-N. Considering the purification effect of plants

and the secondary environmental problems caused by , it is suggested 3-5 kinds of plants such as Lythrum japonicum, Typha,

reed, arrowhead, iris, lotus and Lilium japonicum should be used together to remove and purify nitrogen and phosphorus in

eutrophic water and the purification effect is better, which can improve the water quality and improve ecological landscape

effect of Hengshui Lake wetland.

Key words: Hengshui Lake; aquatic plants; water purification; nitrogen and phosphorus; eutrophication

（责任编校：李建明 英文校对：吴秀兰）

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

基于湿度分区的线性拟合臭氧浓度预测方法

刘建晓 a,b，王 悦 c，孟令辉 a，魏淑珍 b

（衡水学院 a. 电子信息工程学院；b. 河北省湿地保护与绿色发展协同创新中心；c. 生命科学学院，

河北 衡水 053000）

摘 要：为获取当地臭氧与气象条件的关系，根据衡水市臭氧浓度变化特征和衡水超级站实测数据，提

出一种基于湿度分区线性拟合的臭氧浓度预测方法。根据历史实测数据，建立了一年前的臭氧-湿度散点

图。由于臭氧浓度分布不符合高斯分布特征，可将湿度区间划分为若干个线性区域，在每个线性区域对

臭氧数据进行多元函数拟合，建立臭氧数据与气象条件的线性关系，比较测试样本数据和分区数据的欧

式距离，按照欧式距离的最小值对样本数据进行分区。将建立的分区模型应用于样本数据集，得到样本

数据个数对应的臭氧浓度。通过气象条件分析，最终选择温度和湿度两个变量作为预测条件，取得了良

好的预测效果。

关键词：臭氧；湿度；分区；线性回归；预测

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.003

作者简介：刘建晓，男，河北衡水人，讲师，博士；

王 悦，女，河北衡水人，副教授，博士。

通信作者：魏淑珍，女，河北武邑人，教授。Email：weishuzhen66@163.com

基金项目：衡水市科技计划项目（2021014006Z）；衡水学院院级项目（2021ZR27）

中图分类号：X820.4; X513 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)01-0013-08

收稿日期：2022-08-15

0 引言

臭氧（O3）是自然大气中的重要组分，在全球气候变化和大气环境中扮演重要角色。有研究表明对

流层中的臭氧 48%来源于光化学反应，29%来源于区域外传输，23%来源于平流层[1]。一般认为平流层臭

氧是由氧气分子受紫外照射生成，能强烈吸收太阳紫外辐射，对地球上的动植物起保护作用。本地生成

臭氧主要存在于近地面对流层当中，是人类活动所排放的氮氧化物（NOx）和挥发性有机物（VOCs）等

前体物在光化学反应下的产物。高浓度的对流层臭氧将引发城市光化学烟雾，还会影响人类健康。近年

来，大气污染由气溶胶污染逐渐向光化学污染过渡，臭氧污染已经成为政府和公众关注的主要问题[2]。如

何有效预测臭氧浓度，提前预知臭氧风险，预防臭氧污染已成为大气污染研究中的重要课题。

大量学者就臭氧浓度与气象条件之间的关系开展了相关研究[3-8]。姚青等[9]对天津城区夏季臭氧浓度与

气象因素的相关性进行了研究，初步建立了预测地面臭氧浓度的气象学方法。研究表明臭氧浓度的主要影

响因素为气温、相对湿度、风速和风向。王玫等[10]的研究表明，气象要素对臭氧的影响具有明显的季节差

异，春、夏和秋季温度是主要影响因素，冬季相对湿度和风速为主要影响因素。詹宇、丁愫等[11-12]采用随

机森林算法对我国近地面 O3 进行了估算，估算精度为 R

2 = 0.69，给出了分类回归树（CART），随机森林

（RF）和 M5 模型树（M5）等方法在代表月份的臭氧逐小时预报值和观测值。杜云松等[13]利用 2015 年成

都地区气温和臭氧的资料，结合日最大气温和气温差等指标构建了臭氧浓度的气温单因子预测方法。

W Geoffrey Cobourn 等提出一种混合非线性回归模型（NLR）用于预测第二天的臭氧最大 1-hr 平均浓度，

得到了与神经网络模型（NN）几乎相同的结果。通过两个季度臭氧数据的测试，结果显示，模型平均绝对

14 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

误差约为 12.5 ppb[14]。史霖等则对臭氧最大 8-hr 平均浓度建立了线性回归方程。结果表明，采用 14 时气

温、相对湿度和风速作为拟合参数，模拟值与实测值吻合更好[15]。研究发现，污染物预测方法大体可分为

两类：一类是基于大气动力学方程的数值模式预测方法，该方法需要在给定气象条件、污染排放清单以及

初始条件下求解一系列偏微分方程组来模拟大气中的物理化学过程，预报污染物浓度的时空分布特征；另

一类是根据历史数据，采用统计学的方法建立预测模型，实现对污染物浓度的预测[16-18]。采用统计学的方

法计算量小，输入数据也均为采集到的真实数据，因此预测也更加准确。

本文通过对 2021 年衡水超站臭氧数据的分析，建立了臭氧与气象条件之间的关系，提出了一种基于

湿度分段线性拟合的臭氧时序预测方法，可根据气象预报中的温、湿度数据预测未来若干天的臭氧浓度

时间序列。该研究是衡水市大气超级站立体监测网大数据平台的应用之一。运用本文方法对衡水市臭氧

浓度进行了较为准确的预测，为臭氧控制提供了保障。

1 研究数据及计算方法

1.1 研究区域概况

衡水市位于河北省东南部，地理范围介于东经 115°10′ ~ 116°34′，北纬 37°03′ ~ 38°23′之间，属大陆

季风气候区，半温暖半干旱型，四季分明，冷暖干湿差异较大。年平均气温 12.6 ℃，平均日照时间 3.8 ~

4.45 h，年平均降水量 400 ~ 530 mm。衡水市为京津冀重要节点城市，工业主要以工程橡胶和金属制品为

主，工业生产的废气对衡水市大气造成了一定的影响。近年来，随着环保意识的增强，衡水市在大气污

染防治方面取得了显著成效。根据 2021 年衡水市环境质量状况公报显示，衡水市 2021 年综合指数值为

4.43，同比 2020 年下降了 15.1%。达标天数为 257 天，同比 2020 年增加了 19 天。

1.2 数据来源及预处理

臭氧及气象数据来源于衡水市大气超级站立体监测系统。系统包含一个中心站和三个边界站，其中

中心站位于衡水学院，三个边界站分别位于枣强县大营中学、冀州区北漳淮中学和安平县北郭中学。该

大气监测体系可实时监控包括气象条件、常规 6 参数、重金属元素、EC、OC 以及 VOCs 等污染物浓

度。本研究以 2021 年衡水学院站点的全年臭氧浓度和气象条件数据作为数值模型的训练数据集。利用

2020 年 12 月和 2022 年 1 月逐小时监测数据对模型进行验证。2021 年数据在进行建模之前首先进行质量

控制，剔除明显异常数据及空白数据。

数据集中污染物为臭氧，气象条件包括温度、相对湿度、气压、风向和风速。臭氧浓度单位为

g·m-3，温度为℃，相对湿度为%，气压为 kPa，风向以与正北方向夹角的形式记录，单位为°，风速为

m/s。将所需数据按列排列，时间为行，存放于二维数据表中。

1.3 湿度分区线性拟合方法

将全年臭氧浓度与气象条件分别做线性回归，找到与臭氧浓度相关性较高的变量。表 1 为臭氧浓度

与气象条件之间的相关系数。可知，臭氧浓度与温度相关系数最高，因此模型中将温度作为主要变量。

而其他气象条件在整体数据集中与臭氧的相关性并不明显。

表 1 臭氧浓度与气象条件的相关性

臭氧 太阳辐射 湿度 气压 温度 风向 风速

臭氧 1.000 0.451*** －0.169*** －0.564*** 0.747*** －0.074*** 0.236***

太阳辐射 1.000 －0.316*** －0.182*** 0.362*** 0.154*** 0.319***

湿度 1.000 －0.196*** 0.135*** －0.123*** －0.281***

气压 1.000 －0.840*** 0.0144 －0.057***

温度 1.000 －0.098*** 0.0443***

风向 1.000 0.066***

风速 1.000

注：n=7987，***表示显著性水平为 0.01。

第 4 期 刘建晓，等 基于湿度分区的线性拟合臭氧浓度预测方法 15

图 1 为以训练数据集中温度和臭氧所绘制的散点图。图中分别采用线性拟合和指数拟合两种方式进

行建模。图中指数模型的拟合度 R

2 = 0.6325，线性模型为 R

2 = 0.558。可知，指数模型的拟合度比线性模

型稍高，两种模型均表示臭氧浓度与温度正相关。若将该数据集分为两部分，分别进行线性回归，则线

性模型的拟合度可进一步提高，如图中的虚线所示。因此，通过一定的分类方法将训练数据集进行分

类，可以提高臭氧与气象条件的相关性。

图 2 为湿度与臭氧所绘制的散点图，图中可知，臭氧浓度随湿度增加呈现出下降趋势。臭氧最大浓

度出现在相对湿度在 37% ~ 55%之间。并且在每一处湿度值附近臭氧浓度变化非常大，如在湿度为 37%

时，臭氧浓度在 2 ~ 305 g/m3 之间变化。因此全年臭氧浓度与湿度之间很难找到一种合适的拟合模型。如

果将臭氧数据按照湿度的变化趋势进行分块处理，臭氧与湿度之间的相关性将大为提高。这里沿臭氧数

据集的变化趋势分为 8 部分，这样在每一个分区内，臭氧变化范围介于相邻两条边界线之间，即

    y k x ， （1）

其中 k 为虚线斜率，

x

表示相邻两条虚线之间的湿度变化，

y

表示相应的臭氧浓度变化。因此，在每

一个分区里，臭氧浓度与湿度之间存在很好的线性关系。

图 1 全年温度－臭氧散点图 图 2 全年相对湿度－臭氧散点数据

图 3 显示了将全年臭氧-湿度散点图分成 8 个分区后的线性回归模型。由图可知，这种分区方法中每

一部分的臭氧浓度与湿度之间的相关性都较高。除了 Part8 的 R

2 = 0.6148，小于 0.8 以外，其余七个分区

的 R

2都在 0.8 以上。图 4 为 8 个分区的臭氧-温度散点分布。可知，除第 7 分区和第 8 分区的 R

2 = 0.4259

和 R

2 = 0.2309，小于 0.5 以外，其他 6 个分区后的臭氧浓度与温度之间的相关系数均在 0.5 以上，最高为

0.6454，表明分区后臭氧浓度与温度之间存在线性关系。而其他气象条件与臭氧之间没有表现出较好的相

关性，因此将忽略这些变量只建立臭氧与温、湿度之间的线性回归模型。

按分区结果，将臭氧浓度与温度、湿度进行多元线性回归，得到回归系数矩阵

A

，其中

A  A A A A A A A A 1 2 3 4 5 6 7 8 , , , , , , , 。 （2）

Ai1~8

表示每个分区的拟合系数。

Ai

中包括三个参数，分别为 a0,i，a1,i和 a2,i，即，在每个分区中

臭氧浓度 = a0,I + a1,I ×（湿度）+ a2,I ×（温度）。 （3）

根据数据集建立起臭氧与温、湿度之间的线性模型。图 5 为该模型的拟合结果与测量数据之间的对

比，可知，该模型的拟合结果与测量值之间吻合较好。

16 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

图 3 按湿度分为 8 个分区后的湿度-臭氧散点

在每一个分区内臭氧浓度只是温度和湿度的函数，在确定了臭氧浓度所在的分区后，就可以将臭氧

浓度通过（3）式计算出来。将每一个分区按 1—8 的顺序进行标号，绘制线性回归模型的温度-湿度散点

分布图，如图 6 所示。图中通过不同颜色标记了不同分区。同时根据测试样品数据集的湿度和温度数据

绘制散点图，如图中的白色圈所示。根据白色圈在模型数据中的位置关系判断白色圈所属的分区。由温

度-湿度散点图可知，相邻两个，甚至三个分区之间存在交叉的情况。通过计算白圈与各分区之间的欧式

距离，找到与之临近的两个或三个分区对白圈进行模糊分类。分类标准为：

2 2 min ( +( k k   i j     温度 ） 湿度 ） （4）

和

2 2 min ( +( k ki k ki i j         温度 ） 湿度 ） ， （5）

（4）式表示找到与每一个白圈距离最近的分区，（5）式表示找到与每一个白圈距离次近的分区。同样

的道理，还可以找到与每一个白圈距离第三近的分区。其中 i，j 表示白圈测试集中任意一数据的坐标，k

第 4 期 刘建晓，等 基于湿度分区的线性拟合臭氧浓度预测方法 17

表示模型不同分区中的第 k 个数据，ki 表示模型中与白圈最近分区中的数据坐标。按上述方法将白圈进

行分类。

图 4 按湿度分区后的温度-臭氧散点分布

图 5 2021 年全年臭氧拟合结果 图 6 2021 年温度湿度散点数据及分类结果

18 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

图 7 为根据（4）式进行判定后，所得到的样品数据的在 8 个分区中的分布情况。同理，再根据

（5）式进行判定将样品进行分区。这样测试样品中的每一个数据被分在了最可能出现的两个分区。分别

按照（3）式计算臭氧浓度预测值。在不考虑突发状况时，假设相邻臭氧数据之间的变化是连续变化的，

且只是温度和湿度的函数，则正确被分区的臭氧浓度预测结果与前一状态的臭氧浓度真值相比变化最

小。将两种分类结果预测数据中变化较小的结果作为下一时刻的预测值，重复以上操作，预测完所有数

据，最终根据温、湿度数据得到相应时刻的臭氧预测值。

2 结果分析

图 8 和图 9 为采用本文方法预测的臭氧浓度与实测臭氧 1 小时浓度的对比。其中，图 8 为以 2020 年

12 月衡水超站开始正常运行时的监测数据作为测试数据集与模型预测结果的比较。图 9 为 2022 年的实测数

据与预测数据的比较。由图中结果可知，采用 2021 年的数据作为线性回归模型，预测与之相邻年份的臭氧

浓度，能够比较准确地描述臭氧浓度的周期性变化，同时对臭氧浓度峰值也能比较准确地做出预测。

图 7 预测样本按温度湿度分布所得的分类结果

图 8 2020 年 12 月臭氧预测与实测对比 图 9 2022 年 1 月臭氧预测与实测对比

表 2 和表 3 列出了单日臭氧峰值浓度预测数据与实测数据之间的比较，给出了臭氧浓度预测值与测

量值之间的绝对误差和相对误差。12 月份的预测数据共有 12 天，其中相对误差小于 30%的共有 8 天，占

预测总天数的 66.7%，平均相对误差为 33.87%。1 月份的预测数据共有 27 天，其中相对误差小于 30%的

共有 19 天，占预测总天数的 70.4%，平均相对误差为 25.04%。

表 2 12 月份臭氧浓度预测数据与测量值的比较 单位：g·m-3

日期 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27

实测 42 64 73 48 56 65 80 75 63 54 33 24

预测 45 60 48 34 34 61 76 69 42 62 31 76

绝对误差 abs 3 4 25 14 22 4 4 6 21 8 2 52

相对误差/% 7.11 6.3 34.3 29.2 39.3 6.2 5.0 8.0 33.3 14.9 6.1 216.7

第 4 期 刘建晓，等 基于湿度分区的线性拟合臭氧浓度预测方法 19

表 3 1 月份臭氧浓度预测数据与测量值的比较 单位：g·m-3

日期 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16

实测 50 60 58 59 48 43 32 29 48 — 61 — 74 87 70 87

预测 70 64 79 74 48 49 39 48 52 44 67 58 74 61 67 58

绝对误差 abs 20 4 21 15 0 6 7 19 4 — 6 — 0 16 3 29

相对误差/% 40.0 6.6 36.2 25.4 0 14.0 21.9 65.5 8.3 — 9.8 — 0 18.4 4.3 33.3

日期 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31

实测 81 110 69 77 51 37 55 — — 83 92 92 115 130 107

预测 63 80 89 68 44 42 42 44 37 28 63 83 48 53 135

绝对误差 abs 18 30 20 9 7 5 13 — — 55 29 9 67 77 28

相对误差/% 22.2 27.3 29.0 11.7 13.7 13.5 23.6 — — 66.3 31.5 9.8 58.3 59.2 26.2

3 结论

臭氧浓度与气象条件之间存在相关性，研究气象参数与臭氧浓度之间的关系对城市臭氧污染防治具

有积极意义。一般认为高浓度臭氧的生成是多种因素综合作用的结果，因此预测臭氧浓度需要预知多项

参数。本文的分区预测方法，采用温度和湿度作为多元函数的输入参数，为臭氧预测提供了一种简洁的

方法。预测准确的关键在于对每一对温度、湿度散点进行正确的分区。本研究中采用样品散点与模型分

区之间的欧氏距离进行判断，确定分区，选择回归模型，得到臭氧预测浓度。该方法简单有效，输入参

数少，在污染预报中具有一定的优势。

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第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

变分自编码器低质量数据生成原因剖析

张建光 1，郭双乐 2，曹吉朋 3，左瑞龙 3，齐长志 3

（1. 衡水学院 数学与计算机学院，河北 衡水 053000；

2. 滨州学院 信息工程学院，山东 滨州 256600；

3. 河北省基础教育信息化技术创新中心，河北鑫考科技股份有限公司，河北 衡水 053000）

摘 要：从数学角度对变分自编码器目标函数下界和网络结构进行了研究，指出变分自编码器所生成的

样本质量低的两个原因：1）由于识别模型

q z x   | 

表达能力的限制使得后验分布

p z x   | 

偏离目标分布，

导致最大化证据下限时没有能够保证最大化对数似然；2）变分自编码器中条件分布

p x z   | 

对应的网络

结构把生成数据

x

和隐变量

z

之间的概率依赖关系近似为函数依赖关系，即把一个显示概率生成模型用

一个隐式概率生成模型来近似实现。该结论为进一步研究和改进变分自编码器以及设计其他生成模型提

供了理论支撑。

关键词：变分自编码器，生成模型，重参数化

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.004

作者简介：张建光，男，河北衡水人，副教授，博士；

通信作者：郭双乐，男，河北衡水人，讲师，博士。

基金项目：河北省自然科学基金（F2020111001）；国家自然科学基金（61702165）；教育部人文社科青年基金

（18YJCZH129）；河北省自然科学基金（F2016111005）；衡水学院高层次人才科研启动基金项目

（2021GC17）；衡水学院校内非实体性研究机构项目（2021yj18）

中图分类号：TP389.1 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0020-05

收稿日期：2022-11-26

0 引言

监督学习方法按照决策边界的确定过程不同可以分为生成方法和判别方法，这两种方法所确定的模

型分别称为生成模型和判别模型[1]。生成方法通过学习数据的联合分布实现了对数据整体特征的把握，而

判别方法仅仅对数据的决策边界进行了学习。由于生成方法实现了对数据的联合分布的学习，所以基于

生成模型可以产生和已知的训练数据具有近似分布的样本。近年来生成模型广泛应用于数据增强[2]、图像

编辑[3]、数据修复[4]、图像超分辨率[5]和信息安全[6]等诸多领域。

按照是否显示的对生成数据的概率密度函数进行定义，可以把生成模型分为显示生成模型和隐式生

成模型两大类[7]。顾名思义，显示生成模型对概率密度函数进行了显示定义，而隐式生成模型则直接对生

成数据的随机过程进行了定义。当前主流的显示生成模型包括变分自编码器（Variational Auto-Encoder，

VAE）[8]、流模型（Flow-based Model，FBM）[9-11]、能量模型（Energy-Based Model，EBM）[12-13]、自回

归模型（Auto-Regressive Model，ARM）[14]和扩散模型（Diffusion Model，DM）[15-16]等，而隐式生成模

型则以生成对抗网络（Generative Adversarial Net，GAN）[17]为典型代表。

变分自编码器具有优美的数学推理，其最大化证据下限思想也给当前最为流行的概率扩散生成模型

提供了借鉴。变分自编码器具有强大的数据生成能力，其既可以有效地处理离散数据，也可以处理连续

数据。尽管有以上优点，但是变分自编码器也存在一些不足之处，其中最主要的缺点是生成样本质量低

第 4 期 张建光，等 变分自编码器低质量数据生成原因剖析 21

下。本研究从数学角度对变分自编码器的生成样本质量低下的原因进行分析，为进一步研究和改进变分

自编码器和设计其他生成模型提供理论支撑。

1 变分自编码器

1.1 变分自编码器数学描述

假设来自未知分布

pdata  x

的训练样本集为

  1

N

i

i

x ，其中每个样本

i

x

都是一个维向量，且这

N

个训

练样本满足独立同分布。假设

n

维样本是由一个

m

维隐变量

z

通过条件概率

p  x z| 

产生，且

z z x 0 I p N     ; ,  ， 0

为

m

维零向量，

I

为

m

阶单位方阵，一般情况下

n m ，

为条件概率

p  x z| 

的参数。则样本对应的边缘分布为

p p d p p        , | d         x x z z x z z z ， （1）

使用最大似然估计实现对最优参数



的求解，也就是说变分自编码器的训练目标是找到一个参数

*

 ，使

得

p *  x 

以较高概率产生样本集

  1

N

i

i

x ，用数学表达如下：

 

*

1 2 arg max log , , , N

 p



 x x x ， （2）

由训练样本的独立同分布性有

 1 2     

1 1

log , , , log log

N N

N i i

i i

p p p

 

   x x x x x     ， （3）

由公式（1）可知边缘分布

p  xi

的求解涉及难以求解的积分运算，从而导致问题（2）难以解决。文献

[8]引入辅助分布

q z x|  ，其中

      

2

q N | ; , , , 

z x z x x      ，且

  x, 

为

m

维向量，

 

2  x,

为

m

阶方阵。其中

  x, 

的表达形式为：

 , , , , , , ,   1 2      

T

    

m

x x x x     ， （4）

 

2  x,

的表达形式为：

        

2 2 2 2

1 2 , , , , , , , m     x x x x      diag ， （5）

通常

q z x| 

称为识别模型（或称为变分后验），

为概率模型

q z x| 

的待定参数。

基于引入的识别模型

q z x| 

可以获得对数似然函数

log p  xi

的一个下界[8]，

L p D q p , ; log | || |  x x z x z x i i KL i i              ， （6）

其 中 ，

L, ;  xi

称 为

logp  xi

的 证 据 下 界 ， D q p KL i i    z x z x | || |   

为 分 布

q z x| 

和

p z x|

i

之间的 KL 散度。变分自编码器的训练策略试图最大化其证据下界

L, ;  xi

来获得对数似然

项

log p  xi

的最大化，即把问题（2）变换为以下问题：

 

*

1

arg max , ;

N

i

i

L



 



   x ， （7）

为了便于问题优化对公式（6）进行如下变形：

L D q p q p  , ; | || | | d  i KL i i i                 

 x z x z z x x z z ， （8）

该式中第一项D q p KL i   z x z | ||   

为正则化项，其保证了变分后验

q z x   |

i

和先验分布

p z 

的相

近性；第二项

q p  | | d i i    

z x x z z  

为重构损失，用来保证变分自编码器的输入和输出的相似性。由于

22 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

    

 

  

 

 

 

 

2 2 2

1

1

| || 1 log

2

m

i i i

KL i j j j

j

D q p   



          

z x z  ， （9）

公式（8）可进一步化为如下形式：

 

 

  

 

 

 

     

2 2 2

1

1

, ; 1 log | | d

2

m

i i i

i j j j i i

j

L q p    



                 x z x x z z ， （10）

变分自编码器的网络设计和最终的损失函数设计都依据公式（9）进行。

1.2 变分自编码器的神经网络实现

变分自编码器的网络结构如图 1 所示。其由为编码器（Encoder）和解码器（Decoder）两部分组成，

编码器对变分后验分布

q z x| 

进行了显示实现，而解码器对条件概率

p  x z i

| 

进行了隐式实现。

图 1 变分自编码器的网络结构

编码器以样本

x

作为输入，首先输出该样本对应的变分后验分布

q z x| 

的对应的均值

   x, 

和

标准差

   x,  ，之后使用重参数化（reparameterization）方法对隐变量

z

进行采样，从而实现了对输入

样本

x

的编码。解码器以隐变量

z

为输入，输出对该隐变量的解码向量

x 。

网络训练时，实现证据下界

L, ;  xi

的最大化可以通过正则化项的最大化和重构项的最大化来实

现。正则化项的最大化可以直接实现，而重构项

q p  | | d i i    

z x x z z  

最大化由于涉及积分运算导致求

解困难，变分自编码器通过保证编码器的输入和解码器的输出的相近性来近似实现该重构项的最大化。

2 变分自编码器分析

2.1 变分自编码器证据上界分析

变分自编码器试图通过优化似然函数

log p  xi

的证据上界

L, ;  xi

来实现对该似然函数最大化，

从而保证边缘分布

p  x

和数据的真实分布

pdata  x

最大程度的近似，即

p p   x x   data   。此时有

 

 

 

   

 

   

 

, | |

|

i i i

i

i i data i

p p p p p

p

p p p

  

  



 

x z x z z x z z

z x

x x x

。 （11）

令

 

   

 

|

|

i

i

data i

p p

p

p









x z z

z x

x

， （12）

所以

p  x

和

pdata  x

近似的必要条件是条件分布

p z x|

i

和条件分布

p

 z x|

i

的近似。

但是从公式（6）可以看出实现对

L, ;  xi

除了要保证似然函数

log p  xi

取得较大值，同时也要

保证

D q p KL i i   z x z x | || |   

取得较小值。

D q p KL i i   z x z x | || |   

取得较小值时会导致

p z x|

i

向

q z x|

i

的偏移，由于

q z x|

i

表达能力的限制会导致

p z x|

i

和

p

 z x|

i

偏离，从而会增大边

缘分布

p  x

和数据的真实分布

pdata  x

的差异。

第 4 期 张建光，等 变分自编码器低质量数据生成原因剖析 23

综上所述，导致

p  x

生成的样本质量低的第一个原因是：由于识别模型

q z x| 

表达能力的限制

使得后验分布

p z x| 

偏离目标分布，在最大化证据下限时没有能够保证最大化似然，从而导致了生成

样本分布和训练样本分布的差异。

2.2 变分自编码器网络结构分析

由 1.2 节可知，为了使重构项

q p  | | d i i    

z x x z z  

最大化，解码器对条件概率

p  x z| 

进行了

隐式实现，即把

z

和

x

之间的概率依赖关系近似为函数依赖关系，设此时解码器所确定的

z

和

x

之间关系

为

z x  g   。假设变分自编码器的输入为

i x ，输出为

i x ，此时的重构损失为

i x

和

i x

之间的差异，这

种差异可以用常见的损失函数如二元交叉熵、平方误差等来描述。不失一般性，本文中的重构损失使用

最小均方误差来描述，即

   

2

,

rec i i i i l x x x x  

  。 （13）

在训练阶段

z

是通过重参数化方法从训练样本对应的变分后验概率

q z x| 

中采样来获得。由于每个

训练样本对应的变分后验概率都是高斯分布，所以会出现不同样本对应的变分后验概率的支撑集混叠，从

而会出现同一个隐变量

z

会来自两个不同的样本的变分后验的情形。假设变分隐变量

z

同时来自不同的样本

j

x

和

k

x ，设

z

经过解码器后的输出向量为

x ，在进行参数优化时需同时最小化以下两式的值。

   

2

,

rec j j l x x x x  

 

； （14）

   

2

,

rec k k l x x x x  

  。 （15）

此时会导致

x

同时和

j

x

和

k

x

保持相似性，从而导致了

x

和后两者都不够接近，在数据生成时会导

致生成数据的质量低下，这种问题表现在图像生成上则是生成图像模糊。

综上所述，变分自编码器生成数据质量低的第二个原因为：解码器在实现

z

和

x

之间的关系时把概率

依赖关系近似为函数依赖关系，而编码器以采样的方式从变分后验概率中产生编码向量

z ，由于不同样本

的变分后验支撑集的混叠，从而出现同一编码向量来自不同的训练样本的情形，进行优化时使力图使同

一编码向量对应多个训练样本，从而导致便变分自编码器生成数据质量低。

3 结论

本文从数学角度对变分自编码器的性能进行了分析，指出其样本生成质量低的两个原因：1）识别模

型

q z x| 

表达能力的限制使得后验分布

p  x z| 

偏离目标分布，所以在最大化证据下限时没有能够保证最

大化似然，从而导致了变分自编码器生成的样本分布与训练样本的分布存在偏差；2）变分自编码器中条

件分布

p  x z| 

对应的网络结构把数据

x

和隐变量

z

之间的概率依赖关系近似为函数依赖关系，导致了模

型训练时力图使同一隐变量对应的函数值对不同的训练样本进行近似，从而导致了生成样本低下。在今

后的生成模型的设计和改进中需要避开这两个原因，从而生成高质量数据。

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Reasons for the Low Quality Data Generation of the Variation Auto-encoder

ZHANG Jianguang1

, GUO Shuangle2

, CAO Jipeng3

, ZUO Ruilong3

, QI Changzhi3

(1. College of Mathematics and Computer Science, Hengshui University, Hengshui, Hebei 053000, China;

2. School of Information Engineering, Binzhou University, Binzhou, Shandong 256600, China;

3. Hebei Information Technology Innovation Center for Basic Education, Hebei Xinkao Technology Co.,

Ltd, Hengshui, Hebei 053000, China)

Abstract: The lower bound of the objective function and the network structure of the variation auto-encoder are studied

mathematically, and two reasons for the low quality data generated by the variation auto-encoder are analyzed as follows: 1)

Due to the limitation of the expression ability of the recognition model

q z x   | 

, the posterior distribution

p z x   | 

deviates from the target distribution, which results in the failure to ensure the maximum likelihood when maximizing the

evidence lower bound; 2) In the variation auto-encoder, the network structure of the conditional distribution

p x z   | 

approximates the probability dependency between generation data

x

and implicit variable

z

to a functional dependency,

that is, an explicit probability generation model is approximated by an implicit probability model. These conclusions provide

theoretical basis for further research and improvement of the variation auto-encoders and design of other generation models.

Key words: variation auto-encoder; generative model; reparametrization

（责任编校：李建明 英文校对：吴秀兰）

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

数字经济产出效率研究

——基于 30 个省份对比分析

赵燕娜 1，张家俊 2

（河北地质大学 城市地质与工程学院，河北省 石家庄 050031）

摘 要：运用三阶段 DEA 模型对我国 30 省份 2013—2020 年的数字经济产出效率进行了测算，并运用高

斯核密度估计对各地区数字经济产出效率变化趋势进行分析。结果表明：我国数字经济产出效率还有进

步空间，规模效率是影响生产效率的主要因素；专利授权数、政府投入、劳动力文化水平对产出效率具

有促进作用；我国东南部地区数字经济产出效率高，西北部地区产出效率较低；我国产出效率波动频

繁，但差异化呈现减小趋势。对此，国家应加强数字经济产业相关人才培养投入，促进各省份间数字经

济产业合作，加强研发投入，推动技术创新，加快数字基础设施的建设，逐步提高数字经济产出效率。

关键词：三阶段 DEA；数字经济；核密度估计

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.005

作者简介：赵燕娜，女，河北石家庄人，教授，博士；

张家俊，男，广东深圳人，硕士研究生。

中图分类号：F49 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0025-07

收稿日期：2022-09-07

“数字经济”一词最早起源于 1996 年，由 Don Tapscott 提出，数字经济是一种网络智能时代的经

济。其本质为“商品和服务以数字化形式进行交易”。根据 2016 年杭州 G20 峰会上对数字经济内涵的界

定及学者们对数字经济内涵的研究，本研究将数字经济定义为“使数字知识和信息成为重要的生产要

素，并将现代信息网络视为重要载体，以信息通信技术的有效使用作为效率提升和优化经济结构的重要

动力的新经济形态”。近年来，随着信息革命的深化，高新技术快速更迭，中国的数字经济已步入了蓬

勃发展时期，2020 年中国数字经济总量达到 39.2 万亿元，排名全球第二，2020 年中国数字经济增速为

9.6%，排名全球第一位。数字经济占我国 GDP 比例逐渐提高，2020 年提高至 38.6%[1]，可见数字经济产

业在我国经济贡献中的地位逐步提高，逐渐超越传统产业成为支柱性产业，成为稳固我国世界第二大经

济体地位的核心力量。数字经济高速发展的同时也伴随着一些问题：一是由于我国各地区经济发展水平

不同，数字化基础设施完善程度各异，导致数字经济发展不平衡；二是因为数字产业属于新兴产业，各

地区经营管理模式处于探索阶段，数字经济统筹协调能力及资源配置能力较弱，导致资源浪费现象。探

究我国数字经济发展过程中遇到的问题，并根据研究结果提出相应的政策建议，对促进我国数字经济发

展具有重要意义。

李英杰等[2]运用熵值法对我国 2010—2018 年的数字经济发展水平进行了测度，并结合灰色预测模型

对未来发展水平进行预测，钱海燕等[3]运用熵值法测算浙江省数字经济发展水平并运用 Tobit 模型对影响

因素进行了研究，李研[4]运用全要素生产指数测算我国数字经济产出效率，同时运用基尼系数分析各地区

产出效率的差异程度，进而通过核密度估计与莫兰指数从时间与空间的角度分析变化趋势。蔡昌等[5]运用

DEA 模型与全要素生产率模型分别从静态与动态角度测算我国数字经济产出效率，研究表明产出效率受

到规模效率制约，且各省份产出效率存在一定差异。

26 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

通过梳理文献发现，国内学者在数字经济的概念、发展水平测度方面的研究已较为完善，但对数字

经济产出效率的研究较少。数字经济产出效率可反映数字资源配置能力，通过效率研究可分析数字经济

发展过程中遇到的问题，从而找出提高产出规模的方法。现有文献中，对数字经济产出效率测算主要运

用 DEA 模型，然而传统的 DEA 模型无法分析环境因素及随机误差对产出效率的影响，因此测算出来的效

率不够准确。本研究运用三阶段 DEA 模型对环境因素及随机误差进行调整，使各地区处于同一水平的环

境变量与随机误差影响，提高 DEA 模型测算准确度。

1 指标选取与数据来源

1.1 指标选取

投入指标：根据“萨伊生产定律”，劳动、资本与土地是社会生产不可缺少的三要素，而数字经济

是以数据为生产要素，构建于互联网之上，对土地的依赖性不大，所以参考蔡昌等[5]的指标体系，选取资

本投入与劳动力投入作为投入指标。中国信通院发布的《中国数字经济发展白皮书（2020）》中，明确

提出数字产业包括软件业与信息技术服务业、互联网业、电信业、电子信息制造业。根据数据的完整性

与可得性，本研究选取信息传输、软件和信息服务业与计算机、通信和其他电子设备制造业的固定资产

投资总量衡量资本投入，以相关行业就业人口衡量劳动力投入。

产出指标：由于数字经济产出规模测算方法尚处于探索阶段，暂无定论，蔡昌等[5]认为区域数字经济

产出水平与经济发展水平存在很强关联性，运用 GDP 衡量数字经济产出水平。但刘超等[6]认为此方法存

在一定的局限性，尤其是对于山西、河北等资源型省份以及辽宁等重工业发达省份将产生一定的偏差。

本研究根据《中国数字经济发展白皮书》中有关数字经济的测算方法，数字经济可以解读为两大模块，

即数字产业化和产业数字化，数字产业化具体涉及软件业、电信业、电子信息工业以及网络产业等，而

产业数字化则主要是指传统产业中通过使用大数据信息技术而导致的生产转型，以及产出质量的提升。

因此本研究选择电信业务总量与软件业务总量衡量数字产业化，选择电子商务销售额衡量产业数字化，

指标体系如表 1 所示。

表 1 数字经济效率评价指标体系

指标类型 一级指标 二级指标 单位

投入指标 人力投入 信息传输，软件和信息服务行业就业人数 万人

资产投入 信息传输，软件和信息服务业的固定资产投资额 亿元

产出指标 数字产业化 电信业务总量+软件业务收入 亿元

产业数字化 电子商务销售额 亿元

1.2 环境变量指标选取

数字经济受多种因素影响，本研究选择专利授权数（个），政府投入（%），劳动力文化水平（%）

作为数字经济产出效率的环境指标，解释如下：

1）专利授权数（个）。数字经济属于知识密集型产业，产出效率与区域创新水平紧密相连，需要大量

的高新技术作为基础，创新水平会对数字经济产业造成一定的影响，所以选用专利授权数衡量创新水平。

2）政府投入（%）。数字化基础设施受政府投入的影响，由于各地区的发展目标有所不同，政府的

宏观调控策略也会不同，所以本研究借鉴焦帅涛等[7]的观点，选择各地区财政支出与当地 GDP 的比值衡

量政府投入。

3）劳动力文化水平（%）。数字经济依赖高新数字技术，数字经济的发展需要大量的高素质人才，

高校每年为社会提供大量的人才，本研究借鉴李梦雅[8]学者的观点，选用大学在校生人数占地区总人数的

比例衡量劳动者文化程度。

1.3 数据来源

本研究以中国 30 个省、市、自治区（以下简称省份）的数字经济产出效率为研究对象，数据来源于

2013—2020 年《中国统计年鉴》《中国数字经济发展与就业白皮书（2020）》。

第 4 期 赵燕娜，等 数字经济产出效率研究 27

2 数字经济产业效率评价模型介绍

2.1 数字经济产出效率测算

DEA 模型是一种计算多投入与多产出效率的方法，分为两种模式：规模报酬不变的假设前提下称为

CCR 模型，在规模报酬可变的情况下称为 BCC 模型。可将 DEA 模型测算的技术效率分解为规模效率与

纯技术效率，纯技术效率可以衡量管理水平与资源利用率，规模效率可以衡量投入产出结构是否合适。

然而，传统的 DEA 模型没有考虑环境因素或随机因素对研究样本的影响，因此计算的效率值不能准确反

映研究对象的实际效率。

基于传统 DEA 模型的不足，Fried 将环境要素与随机因素引入 DEA 模型中，并提出运用 SFA 模型将

环境要素与随机因素排除，从而提高 DEA 模型的准确性。主要步骤为运用传统 DEA 模型计算投入变量的

松弛值，将松弛值进行 SFA 回归，然后运用回归系数对投入变量进行调整。SFA 模型如下：

??? = ?(??; ??

) + ??? + ???,

? = 1,2，. . . , ?; ? = 1,2, . . . ,?,

其中，i 为样本个数，n 表示 n 个投入变量，???表示第 i 个决策单元的第 n 个投入松弛变量值，?(??; ??

)

为环境变量的影响程度。

??

(??; ??

) = ?0 + ∑?? × ??

?

?=1

,

?? 表示外部环境变量，?0 表示常数，?? 是外部环境变量的系数；???~(0, ??

2

)表示随机误差，

???~?+(0, ??

2

, )表示管理无效率。

根据陈巍巍等[9]的管理无效效率分离公式：

?(μ??|μ?? + ν??) = σ

∗

[

φ(λ ε⁄σ)

ϕ(λ ε⁄σ)

+

λε

σ

],

其中?

∗ =

????

?

, ? = (??

2 + ??

2

)

1/2

, ? =

??

??

; φ (λ

ε

σ

)是标准正态分布的密度函数，ϕ (λ

ε

σ

)是标准正态分布的

分布函数。

随机误差计算公式为：

?(ν??|μ?? + ν??) = S?? − β0 − ∑?? × ?? − ?(μ??|μ?? + ν??),

?

?=1

随机前沿模型的目的是剔除环境变量和随机因素对技术效率的影响，以使所有研究样本的环境变量调整

到相同的条件下。调整公式为：

X??

A = X?? + [max(??

(??; ??

)) − ?(??; ??

)] + [max(???) − ???],

? = 1,2, . . .?; ? = 1,2. . . , ?,

其中，X??

A 为 SFA 回归调整后的投入变量，X??是原始的投入变量；[max(??

(??;??

)) − ?(??; ??

)]是对外部

环境因素进行调节；[max(???) − ???]是将所有样本调整至同一水平下。

基于调整后的投入变量再次进行效率计算，得到的技术效率值即为同一环境水平下的技术效率，更

能准确反映出决策单元的真实情况。

2.2 数字经济产出效率变化趋势分析

核密度估计法是由 Rosenblatt 于 1955 年提出的一种非参数估计方法，在统计学与经济学领域中应用

十分广泛，用于计算数据在整个研究区域内的集聚状况，并计算每个点的密度值。简单地说，运用核函

数将数据与带宽进行线性叠加，运用平滑方法形成一个连续的三维核密度曲面，通过曲面的变化情况可

分析我国数字经济产出效率的演变趋势。函数模型如下：

28 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

?(?) =

1

?ℎ

∑?

?

?=1

(

?? − ?

ℎ

) ，

其中，n 为研究区域个数，h 为窗宽，窗宽的选择影响核密度图曲面的平滑程度，窗宽越大，密度函数曲

线越平滑。K 为核函数，常用核函数有高斯函数、Epanechnikov 函数、Quartic 函数等。

3 数字经济产出效率实证分析

3.1 数字经济产出效率测算

3.1.1 第一阶段 DEA 计算

对 2013—2020 年中国 30 个省份数字经济产出效率进行测算时，由于数字经济产出效率受多种环境因

素的影响，规模报酬不会保持不变，所以本研究选择 BCC 模型（规模报酬可变）。因为投入相对于产出

更易于控制，因此本研究选择投入导向测算产出效率。根据 DEA 模型的定义，运用 deap2.1 软件得出

2013—2019 年数字经济产出效率平均值，结果如表 2 所示。

表 2 2013—2020 年我国 30 个省份数字经济产出效率平均值（第一阶段）

省份 TE PTE SE 省份 TE PTE SE

北 京 0.897 1.000 0.897 河 南 0.509 0.553 0.920

天 津 0.781 0.784 0.996 湖 北 0.613 0.614 0.999

河 北 0.548 0.559 0.98 湖 南 0.668 0.685 0.975

山 西 0.641 0.939 0.682 广 东 1.000 1.000 1.000

内蒙古 0.450 0.512 0.879 广 西 0.777 0.777 1.000

辽 宁 1.000 1.000 1.000 海 南 0.595 0.722 0.824

吉 林 0.430 0.435 0.988 重 庆 1.000 1.000 1.000

黑龙江 0.256 0.298 0.861 四 川 0.669 0.728 0.919

上 海 1.000 1.000 1.000 贵 州 1.000 1.000 1.000

江 苏 0.837 1.000 0.837 云 南 0.784 0.787 0.996

浙 江 0.919 0.999 0.920 陕 西 0.659 0.671 0.981

安 徽 0.624 0.634 0.983 甘 肃 0.634 0.867 0.732

福 建 0.792 0.899 0.880 青 海 0.652 0.944 0.691

江 西 0.526 0.558 0.942 宁 夏 0.891 1.000 0.891

山 东 0.861 1.000 0.861 新 疆 0.648 0.664 0.976

注：TE、PTE、SE 为技术效率、纯技术效率和规模效率。

我国 30 个省份数字经济产出效率均值为 0.722，说明我国数字经济产出效率仍存在提升空间，整体上

看我国西部地区的数字经济产出效率较低，东南部地区数字经济产出效率高。纯技术效率均值为 0.788，

规模效率均值为 0.92，远高于纯技术效率，说明产出效率低下主要由纯技术效率导致的。

值得注意的是北京、江苏、浙江、福建和山东 5 个经济发达的地区数字经济产出效率未达到 1，而辽

宁、贵州和宁夏三个经济发展相对落后的地区产出效率却处于较高的水平，这与蔡昌等[5]得出的结果相

似，但与《中国数字经济发展白皮书》[1]得出的结论不符，即数字经济的发展与各省市经济发展程度呈现

正相关，所以东部沿海地区数字经济较为发达。其原因是由于北京、江苏、浙江等地区拥有较好的经济

环境，数字基础设施非常完善，数字化程度较高，数字经济产出量较大，但因为本身生产规模非常大，

所以产出效率并不高。而辽宁、贵州等数字产业相对落后的地区，生产规模较小，积极学习数字经济发

达地区的管理方法与发展战略，使得资源得到合理配置，因此产出效率较高。这也说明外部环境因素会

对数字经济产出效率造成影响，传统 DEA 模型未能考虑外部环境因素对效率的影响，得出的产出效率与

真实情况存在一定的误差，不能准确反映各地区的数字经济产出水平。

3.1.2 第二阶段 SFA 随机前沿分析

由于 DEA 模型测算的效率受到了自然因素和随机因素的影响，于是利用 SFA 模型对第一阶段中的投

入松弛进行调节，将投入松弛作为因变量，专利授权数、政府投入和每万人在校大学生为自变量。通过

front 4.1 软件进行 SFA 模型分析，结果如表 3。

第 4 期 赵燕娜，等 数字经济产出效率研究 29

从表3可知，大部分环境变量能通过

10%显著性水平检验，说明环境变量对

投入指标存在影响。gamma值接近于1，

说明环境变量的影响占主要地位。两个

模型 LR 值均通过了 1%的显著性水平检

验，说明 SFA 模型合理且有必要。下面

具体分析环境变量对投入指标的影响。

专利授权数对劳动力投入与资本投

入的系数均为负，且通过显著性检验，

说明当专利授权数增加，劳动力投入与

固定资产投入也将减少，对数字经济产

出效率存在促进影响。这说明当地技术

创新环境能对数字经济产出效率起到促

进作用，故应加强数字经济产业的创新

能力。政府投入对劳动力投入与资本投

入的系数均为负，并通过显著性检验，

说明地方政府财政支出提高将导致资产投入与劳动力投入减少，对数字经济产出效率起促进作用。劳动

力文化水平对劳动力投入与资本投入的系数均为负且通过显著性检验，说明劳动力文化水平提高将导致

资产投入与劳动力投入减少，利于数字经济产出效率提高，故需重视人才的培养。

3.1.3 第三阶段 DEA 计算

经过第二阶段随机前沿分析对投入变量调整后，再次运用 DEA 模型测算各省份数字经济产出效率，

结果如表 4。

表 4 2013—2020 年我国 30 个省份数字经济产出效率平均值（第三阶段）

省份 TE PTE SE 省份 TE PTE SE

北 京 1.000 1.000 1.000 河 南 0.637 0.782 0.814

天 津 0.760 0.885 0.859 湖 北 0.635 0.889 0.715

河 北 0.654 0.81 0.808 湖 南 0.723 0.739 0.978

山 西 0.479 1.000 0.479 广 东 1.000 1.000 1.000

内蒙古 0.463 0.894 0.517 广 西 0.807 0.874 0.923

辽 宁 0.782 1.000 0.782 海 南 0.426 0.972 0.439

吉 林 0.450 0.751 0.600 重 庆 1.000 1.000 1.000

黑龙江 0.292 0.805 0.362 四 川 0.781 0.873 0.894

上 海 1.000 1.000 1.000 贵 州 0.877 0.947 0.926

江 苏 1.000 1.000 1.000 云 南 0.782 0.962 0.813

浙 江 0.996 1.000 0.996 陕 西 0.696 0.861 0.808

安 徽 0.683 0.812 0.841 甘 肃 0.461 0.948 0.486

福 建 0.955 0.972 0.982 青 海 0.195 0.916 0.213

江 西 0.548 0.841 0.651 宁 夏 0.393 1.000 0.393

山 东 1.000 1.000 1.000 新 疆 0.521 0.897 0.580

注：TE、PTE、SE 为技术效率、纯技术效率、规模效率。

经过 SFA 模型对投入变量的调整，数字经济产出效率下降，纯技术效率提高，规模效率下降。对比

第一、第三阶段各地区数字经济产出效率值变化可知，当外部环境因素与随机误差都调整为同一水平的

情况下，北京、江苏、浙江等经济发达地区的数字经济产出效率出现明显提升，这说明当数字经济发展

环境较好会导致效率水平被低估，而在辽宁、贵州等数字经济发展环境较差的地区产出效率则会被高

估，这与刘超等[6]得出的结论相一致。从整体上看，第三阶段得出的产出效率值与《中国数字经济发展白

皮书》得出的结论更为吻合，说明三阶段 DEA 模型测算的效率值相较于传统的 DEA 模型测算的效率值更

表 3 SFA 模型结果

就业人数 固定资产投资额

常数 2.346***

（9.631）

235.025***

（5.383）

专利授权数 0.000***

（－3.949）

－0.001***

（－2.506）

政府投入－6.893***

（－7.090）

－379.590***

（－2.959）

劳动力文化水平－29.663***

（－29.667）

－5039.861***

（－4910.378）

σ２

7.867***

（8.246）

6032.321***

（5806.154）

γ

0.999***

（9598.650）

0.999***

（456.754）

对数似然值 －52.656 －136.50379

LR 单边检验 13.958 11.712269

注：括号内为 t 值；*、**、***表示通过 10%、5%、1%显著性检验。

30 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

为准确。其中广东、上海、重庆在调整环境因素前后产出效率值都为 1，说明这些地区数字经济发展较

好，投入产出结构合理，管理水平高，资源配置能力强。

整体上看，东南部地区数字经济产出效率高，西北部地区产出效率较低。综合效率均值为0.69，仅有

少数地区效率值到达前沿面，这说明我国大部分地区数字经济产业投入产出结构需调整，或者管理模式

存在问题。纯技术效率均值为 0.914，规模效率均值为 0.761，说明我国大部分地区数字经济规模需要调

整，大部分地区规模效率低于纯技术效率，说明规模效率是制约我国数字经济产出规模的主要原因。

3.2 数字经济产出效率变化趋势分析

运用 maltab 对我国 30 个省份 2013—2020 年的数

字经济产出效率进行 kemel 核密度估计，窗宽为

maltab 默认给出的最佳窗宽，并绘制数字经济产出效

率的三维核密度图，分析数字经济产业效率的密度分

布与变化趋势，如图 1 所示，图中的 Z 轴为高斯核密

度函数法计算的核密度值。

图1所示为中国数字经济产出效率变化趋势图，

从核密度函数中心位置看，函数中心位置存在左右波

动现象，但整体呈现往左侧移动趋势。说明我国数字

经济产出效率缓慢下降，且不太稳定。研究期内不存

在双峰现象，2020 年主峰高度提高，峰宽缩小，说

明我国数字经济产出效率差异化正在逐渐减少，但

大部分地区效率水平不高。

本研究采用三阶段 DEA 模型对我国近 8 年数字经济产业效率进行测算，然后再采用核密度估计对我

国效率变化趋势进行分析可以得到如下结果。

1）通过三阶段 DEA 模型分析，去除环境变量影响后的技术效率降低，规模效率是制约产出效率的主要

因素，大部分地区的数字经济产出效率存在一定提高空间。

2）通过随机前沿模型对环境变量进行分析可知，政府投入、专利授权数与劳动力文化水平对数字经

济产出效率有显著促进作用。

3）我国数字经济产出效率存在差异化现象，东南部地区数字经济产出效率高，西北部地区产出效率

较低。通过核密度估计分析效率变化趋势可知，我国数字经济产出效率处于不稳定状态，整体呈现缓慢

下降趋势。

4 发展对策

1）从我国数字经济产出效率上看，大部分省份数字经济产出效率有待改善，各省份需根据自身存在的

问题，及时采取改善措施。对于纯技术效率较低的地区，需调整资源配置，合理分配资源，提升管理水

平，这需要政府与企业协同助力，政府需根据实际情况调整数字经济产业相关政策，企业应提高自身经营

能力。对于规模效率较低的省份，需调整规模，提高规模收益，政府应采取措施促进数字经济产业联盟的

形成，鼓励建立结构合理的企业集团，引导数字经济产业扩大集群规模，发展数字产业园，促进产业集

聚。对于北京、上海、广东等高产出效率地区，拥有合理规模与较强的管理水平的优势，则应继续增大资

源投入，同时加强研发投入，促进我国数字化技术的进步，还应充分发挥模范作用，帮助效率较低的省

份，为其提供管理经验与数字技术支持。

2）加强数字经济产业相关人才培养投入，完善人才管理机制，本研究表明我国劳动力文化水平具有

促进数字经济产出效率的作用，说明我国应加强培养人才。第一，人力资源部必须加强对数字技术人员

的引进，完善人才引进制度，助力高校与企业招聘稀缺人才。第二，联合企业与高校通过产教结合的方

式培养复合型人才，应充分利用高校与社会的师资力量，加快培养缺口人才，设置专门学科并加大研究经

费支持。第四，完善人才引进机制，吸收国际高端人才，引进国外先进的课程与教学模式。

图 1 2013—2020 中国数字经济产出效率时空演变

第 4 期 赵燕娜，等 数字经济产出效率研究 31

3）促进各省份数字经济产业合作，缩小数字经济发展差距。我国数字经济产出效率出现东南部较

高，西北部较低，说明我国数字经济存在差异化。各省份管理水平与技术水平参差不齐，是阻碍我国数

字经济发展的一大障碍，政府需增强地域间合作，实现协调发展。对于北京、江苏、上海、广东等产出

效率高的地区，应推进数字产业先行实验区的建设，致力于高新数字技术的研发与数字产业经营模式的

探索，为产出效率低的地区提供技术支持，传授经营管理方法；产出效率低的地区应积极借鉴高效率地

区的发展模式，积极探索适合自己的发展策略。

4）加快数字基础设施的建设。第一，大力建设光纤、5G基站、互联网电缆及数据中心建设，全面提

高网络覆盖区域，贯彻国家信息化战略。第二，利用数字技术改善公共服务。推进公共服务数字化，将

数字技术融入人们的日常生活，使数字设施发挥更大的价值。第三，加快新数字基础设施的研发、建

设、优化和现代化，提高现有数字基础设施和基础设施的可靠性。

参考文献：

[1] 中国信息通信研究院.中国数字经济发展白皮书[R/OL].[2022-09-21].http://www.caict.ac.cn/kxyj/qwfb/bps/2021

04/P020210424737615413306.pdf．

[2] 李英杰,韩平.中国数字经济发展综合评价与预测[J].统计与决策,2022,38(2):90-94.

[3] 钱海燕,江煜.浙江数字经济水平的测量及影响因素——基于熵值-Tobit 模型[J].浙江树人大学学报(人文社会

科学),2020,20(6):40-47.

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[5] 蔡昌,林高怡,李劲微.中国数字经济产出效率:区位差异及变化趋势[J].财会月刊,2020(6):153-160.

[6] 刘超,郑宁雨,韩敏.数字经济效率测度及分位异质性分析——基于“一带一路”沿线国家研究[J].亚太经济,

2021(6):20-30.

[7] 焦帅涛,孙秋碧.我国数字经济发展测度及其影响因素研究[J].调研世界,2021(7):13-23.

[8] 李梦雅.基于 DEA-Tobit 模型的我国数字经济发展效率研究[D].石家庄:河北经贸大学,2021.

[9] 陈巍巍,张雷,马铁虎,等.关于三阶段 DEA 模型的几点研究[J].系统工程,2014,32(9):144-149.

A Comparative Analysis of Production Efficiency of Digital Economy in 30 Provinces

ZHAO Yanna, ZHANG Jiajun

(School of Urban Geology and Engineering, Hebei GEO University, Shijiazhuang, Hebei 050031, China)

Abstract: The production efficiency of digital economy in 30 provinces of China from 2013 to 2020 was measured by using a

three-stage DEA model and the changing trend of digital economy production efficiency in each region was analyzed by using

Gaussian kernel density estimation. Results show that: 1) There is still room for improvement in the production efficiency of

China’s digital economy, and scale efficiency is the main factor affecting production efficiency. 2) The number of patents granted,

government investment and the educational level of the labor force can promote the production efficiency. 3) The production

efficiency of the digital economy in the southeast of China is high, while that in the northwest is relatively low. 4) China’s

production efficiency fluctuates frequently, but the differentiation shows a decreasing trend. In this regard, the state should

strengthen the investment in the cultivation of talents related to the digital economy industry, promote the cooperation in the

digital economy industry among various provinces, strengthen the investment in research and development, promote

technological innovation, improve the construction of digital infrastructure, accelerate the construction of digital infrastructure,

and gradually improve the production efficiency of the digital economy.

Key words: three-stage DEA; digital economy; kernel density estimation

（责任编校：李建明 英文校对：吴秀兰）

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

电子商务时代跨境电商市场营销研究

何 佳 蓉

（合肥经济学院 商学院，安徽 合肥 230001）

摘 要：跨境电商作为电子商务时代重要的企业类型，具有全球性、多边性、无形性以及即时性的特

征，其既是中国开拓海外市场的新通道，也是提升中国品牌国际形象的重要渠道。目前中国跨境电商市

场营销面临服务质量不高、易受网络信息影响、物流体系不成熟以及人才短缺的问题。为了促进跨境电

商市场营销的创新发展，需要结合市场营销实践中存在的问题，从提升跨境电商服务质量、增强跨境电

商应对网络负面信息的能力、构建系统完善的物流体系以及优化跨境电商人才培养模式着手，最终提升

跨境电商的市场营销价值。

关键词：电子商务时代；跨境电商；市场营销；创新路径

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.006

作者简介：何佳蓉，女，湖南湘潭人，讲师。

基金项目：安徽省高校优秀人才支持计划一般项目（gxyq2021064）；安徽省高校科研重点项目

（2022AH052618）

中图分类号：F724.6 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0032-05

收稿日期：2022-11-30

在电子商务时代，随着信息技术以及物流产业的快速发展，跨境电子商务蓬勃发展，在给消费者提供

多样的商品和简捷的跨境购物体验的同时，进一步推动了国家产业经济转型升级，为国家经济发展创造了

新的经济增长点。根据《2022 跨境电商行业发展研究报告》显示，2021 年中国跨境电商进出口规模约

19 237 亿元，同比增长 18.6%，占进出口总额的 4.9%。其中，出口约 13 918 亿元，增长 28.3%；进口约

5319 亿元，下降 0.9%。总之，目前来看，在国家战略的带动下，受政策、数字化技术以及全球供需关系等

重要因素的驱动，跨境电商持续高速增长，并成为稳外贸的重要力量。一般而言，跨境电商作为基于信息

网络技术所开展的线上虚拟交易，消费者通常无法直接对商品信息进行了解，仅能通过线上图片展示、其

他消费者评价等形式来对信息进行了解。但跨境电商在市场营销过程中还存在服务质量不高、物流体系不

成熟以及人才缺口的问题，阻碍了跨境电商的进一步发展。因而，跨境电商企业要想提升市场营销效果，

就需要对自身的市场营销进行全面思考，并积极探索新途径来提升自身的市场营销价值。

1 电子商务时代跨境电商市场营销的整体解读

1.1 跨境电商的特点

跨境电商的全称为“跨境贸易电子商务”，主要是指分属不同国家（地区）的交易主体通过网络信

息平台达成交易，然后通过物流、进出口业务操作形成的一种电子商务应用模式[1]。本文主要研究的是中

国境内电商企业所从事的跨境交易活动。就跨境电商的特点而言，其一为全球性。电商企业能通过网络

信息平台实现全球性的跨境贸易交流，突破了传统商务活动的时空限制；消费者也能突破国界限制，无

需出境就可以采购自身需求的产品。其二为多边性。跨境电商企业呈多边合作模式，其在交易过程中所

使用的支付结算平台、物流平台、交易平台可以分属不同国家（地区），以为不同国家（地区）间的直

接贸易交流提供便利。其三为无形性。跨境电商企业在信息技术的支持下，可通过交易平台达成交易，

第 4 期 何佳蓉 电子商务时代跨境电商市场营销研究 33

无需纸质合同。该种无形性的特征不仅为交易主体双方提供了更为简单的沟通模式，而且节约了交易成

本，促使交易更快捷开展。其四为即时性。在电子商务时代，无论是跨境电商还是国内电商，其交易信

息的交流基本能实现同步，由此在很大程度上减少因时效性而出现的汇率变动风险，能最大程度减少双

方交易主体的经济损失。

1.2 跨境电商市场营销的优势与劣势

跨境电商市场营销的优势主要在政策、消费者自身以及平台层面。首先，在政策层面，随着贸易全

球化的不断深入发展，跨境电商行业的发展势不可挡，政府陆续出台大量政策扶持跨境电商行业发展。

2015 年，国务院发布《国务院关于同意设立中国（杭州）跨境电子商务综合试验区的批复》，将杭州设

立为中国首个跨境电子商务综合试验区城市，由此正式开启了中国跨境电商行业的探索与发展之路；

2018 年，国务院发布《国务院关于同意在北京等 22 个城市设立跨境电子商务综合试验区的批复》；2020

年，国务院发布《国务院关于同意在雄安新区等 46 个城市和地区设立跨境电子商务综合试验区的批

复》；2021 年，商务部针对跨境电商发展提出开展“十百千万”专项行动。总之，政策对跨境电商发展

起到了扶持作用。其次，在消费者自身层面，受疫情影响，实体经济受到一定冲击，消费者的购物需求

逐渐由线下转移到了线上。同时，基于中国电商产品具有一定的质量以及价格优势，进一步促进域外消

费者对中国电商产品的需求，为中国跨境电商建设带来了较大的用户基础。最后，在平台层面，跨境电

商本身便是借助电子商务平台发展起来的跨境网络购物，在平台的支持下，跨境电商企业逐渐发展成

熟，也为市场营销的开展创造了良好条件[2]。一般而言，从经营主体层面分类，跨境电商平台可分为平台

型、自营型两种。其中平台型跨境电商内部具有其他小型网站；自营型跨境电商一般是跨境电商企业自

身为营销自身产品而设立的平台。

跨境电商市场营销的劣势主要源于国际竞争层面以及品牌建设层面。在国际竞争层面，鉴于中国信息

网络技术起步较晚，以信息技术为依托的跨境电商平台尚处于发展萌芽阶段，其在支付手段、物流体系建

设等层面相对于发达国家而言仍处于相对劣势地位，导致中国跨境电商企业的发展空间受到挤压。在品牌

建设层面，由于中国跨境电商行业处于初级发展阶段，整体体系还不成熟，诸多跨境电商企业尚未树立品

牌意识，容易出现相同种类的商品过度集中，同质化现象严重，最终造成客户流失的问题[3]，甚至一些电商

企业因为不熟悉海外品牌营销模式，缺少品牌孵化经验，制约了跨境电商市场营销的长线发展。

2 电子商务时代跨境电商市场营销发展面临的问题

电子商务时代，跨境电商要想在激烈的国际竞争环境中实现销量增长，提升自身市场竞争力，最终

实现自身结构的优化，合理的市场营销必不可少。但当前跨境电商企业市场营销中还存在服务质量不

高、易受网络信息影响、物流体系不成熟以及人才缺口的问题，不利于企业市场营销的开展，阻碍了企

业海外知名度的提升，对企业的持续发展也产生了不利影响。

2.1 跨境电商服务质量不高影响营销效果

在信息技术的支持下，跨境电商双方交易主体无需进行面对面交流，也无需纸质合同，就能快速通

过交易平台达成交易。交易中，消费者要想更深入地了解商品信息，除了可以浏览企业上传的相关商品

图片以及信息之外，还能通过平台与企业就商品信息进行沟通与交流，在此过程中，企业的服务质量和

回复形式对网络营销效果具有较大影响。若企业的服务未达到消费者预期，则可能降低消费者对商品的

满意程度，最终对产品的销量产生影响。同时，产品售后服务作为网络交易不可缺少的环节，若消费者

的售后服务难以得到保障，也会影响消费者的购物满意度，进而对产品销量产生影响。在实践中，鉴于

域外销售市场小而散，多数企业本地化母语级客服人才稀缺，企业与海外消费者沟通不畅，导致差评扭

转率低、货到付款（Cash On Delivery，简称 COD）签收率低等。此外，部分跨境电商企业尚未建立起成

熟售后服务资源和流程体系，使得用户资料及订单信息、消费记录、物流等信息和数据在多个部门得不

到同步对接，对跨境电商的服务质量产生影响。

34 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

2.2 跨境电商市场营销受网络信息环境影响

一方面，在电子商务时代，跨境电商企业的市场营销同信息网络息息相关，而计算机信息网络的虚

拟性以及数据的易篡改性也对跨境电商企业的市场营销产生了一定影响。实践中，部分电商企业为了提

升自身销售数量以及销售额度，采用恶意刷差评、借助网站平台发布恶意信息攻击竞争企业等方式，以

降低消费者对竞争对手的信任，最终达到提升自身产品销量的目的[4]；部分跨境电商企业为了提升自身产

品的销量，虚报商品信息，影响了消费者对跨境电商企业的认知，也不利于跨境电商行业的发展。另一

方面，在现代网络社会，随着互联网技术的发展，人们获取信息的渠道愈发宽泛，网络信息及广告呈几

何级递增。该种多样化的信息来源形式对跨境电商企业的市场营销产生了一定干扰，不利于消费者对跨

境电商企业产品形成足够深刻的记忆点，最终影响跨境电商的市场营销。

2.3 跨境电商市场营销物流体系尚不成熟

物流体系是跨境电商发展的重要环节，也是影响电子商务交易正常进行的重要因素。而跨境电商的

市场营销与物流体系相辅相成，即市场营销是物流得以发展的前提，完善的物流体系是市场营销成功的

保证。跨境电商要想提升营销效果，就需要加强物流体系供应链的配合。但同国内电子商务活动相比，

一方面，中国跨境电子商务发展存在空间距离远、范围覆盖面广、频度高、数量小的特点，在上述特点

的综合影响下，传统长距离、大载体的海洋运输形式并不适合跨境电商的经营发展[5]，跨境电商迫切需要

物流时效更短、成本更低、更优质服务的物流体系支持。但在实践中，相应的物流体系尚不完善，导致

跨境电商的供应链无法进行有效配合，最终影响了跨境电商的市场营销效果。另一方面，跨境电商的发

展涉及国外物流，国外物流商品的运输、配送以及仓储等相较于国内物流更加复杂，再加上涉及海关和

商检等环节，跨境物流的整个运输过程以及风险较高。部分消费者考虑到跨境物流因素的影响，选择在

所在区域购买商品，最终对跨境电商的市场营销产生影响。

2.4 跨境电商市场营销面临较大的人才缺口

跨境电商快速发展的背景下，市场营销人才培养至关重要，这不仅能够帮助跨境电商企业快速打开

国外市场，而且能帮助企业减少贸易纠纷，提升产品销售额，促进跨境电商的长久发展。但跨境电商市

场营销人才培养实践中还存在一系列问题，人才培养现状并不理想，人才缺口较大，难以为跨境电商的

市场营销提供强有力支撑。一方面，高校作为跨境电商市场营销人才培养的主要场所，虽然目前部分院

校已开设了跨境电商专业与跨境电商方向的市场营销课程，但总体上来说尚处于探索和起步阶段，相应

的课程建设和课程内容尚处于摸索阶段，甚至有的院校跨境电商市场营销课程同普通营销课程相似，未

突出专业特征，难以培养出符合电子商务时代发展需求的跨境电商市场营销人才[6]。另一方面，跨境电商

市场营销人才除了应具备必要的专业理论知识之外，实践营销经验也至关重要。在教学实践中，院校通

常通过与跨境电商企业共建市场营销实训基地来营造真实有效的实训环境，但部分院校基地建设存在经

费投入不足、盲目追求先进性等问题，实训教学难以取得较好的效果，阻碍了跨境电商市场营销人才实

践经验的积累，最终导致跨境电商市场营销面临较大的人才缺口。

3 电子商务时代跨境电商市场营销的创新路径

电子商务时代，跨境电商作为一种新型外贸业态，不仅能有效拓宽企业的海外营销渠道，提升中国

品牌竞争力，而且能有力促进中国外贸的转型升级，发展潜力巨大。为了切实提升跨境电商的发展效

能，便需要结合其在市场营销实践中存在的问题，从提升跨境电商服务质量、增强跨境电商应对网络负

面信息的能力、构建系统完善的物流体系以及优化跨境电商人才培养模式着手，提升跨境电商的市场营

销价值。

3.1 提升跨境电商服务质量

跨境电商市场效能的提升同市场营销策略密不可分，而市场营销策略的好坏本质上又是由跨境电商

的服务质量决定的，所以提升跨境电商服务质量具有重要意义。针对跨境电商在市场营销实践中存在的

线上服务质量有待提升的问题[7]，首先，应从产品源头着手，提升并严格把控产品质量，建立健全产品

第 4 期 何佳蓉 电子商务时代跨境电商市场营销研究 35

质量检测体系，确保产品高质生产。为了进一步提升跨境电商企业的市场营销效果，电商企业应在产品

市场定位的基础上提炼出品牌形象的差异化策略，根据不同区域消费者的媒体习惯加大宣传力度。其

次，应在电商平台上传产品真实信息、图片，避免图片与产品不符给消费者造成不好的购买体验。最

后，为了提升消费者的体验感和忠实度，跨境电商企业的客服在平台与消费者进行沟通与交流时，应站

在消费者的角度，真诚并及时为客户解答问题、处理问题，以同消费者建立良好的贸易关系，提升消费

者对企业的好感度。针对在售后层面存在的消费者售后难以保障的问题，需要建立完善的客服热线以及

客服管理系统，使消费者的诉求得到快速回应、妥善解决，优化消费者体验，使其对品牌建立信任，有

效减少因沟通不畅而造成的差评扭转率低、COD 签收率低等问题，最终带动消费者主动传播跨境电商

企业品牌。

3.2 增强跨境电商应对网络负面信息的能力

电子商务时代，信息网络不仅是跨境电商市场营销的主要手段，而且是跨境电商生存发展的重要依

据。针对跨境电商市场营销实践层面存在的部分企业为了提升自身产品销量，采用诸如恶意刷差评、借

助网站平台发布恶意信息等方式攻击竞争企业，对产品营销造成影响的问题，有必要建立危机公关，以

尽可能减少对企业品牌形象的影响。具体可以通过网络对企业可能出现的危机进行检索，及时识别潜在

危机，然后采用正确的沟通处理方法对恶意信息加以消除[8]。同时，政府应发挥自身行政职能，加强对网

络不良信息的监管，严厉打击发布虚假、恶意信息进行不正当竞争的行为，定期、不定期对跨境电商企

业进行抽查测评，以实现对企业经营行为的规范，并有效净化跨境电商市场营销环境。另外，针对跨境

电商市场营销实践层面存在的因信息多样化导致营销效果不佳的问题，可以通过深层次市场调研、与域

外知名电商平台合作直播，以及在小红书、微博、微信公众号等社交媒体发布商品广告等，密切企业同

消费者之间的互动，如此企业既可以及时了解并收集消费者对产品的意见和建议，也能强化产品品牌营

销的影响力，提升消费者对产品的认可度[9]。

3.3 构建系统完善的物流体系

目前来看，中国跨境电商的物流体系稍显不成熟，跨境电商的发展迫切需要物流时效更短、成本更

低、服务更优质的物流体系的支持。为了促进中国跨境电商的全球发展，有必要构建系统完善的物流体

系。一方面，针对当前跨境电商交易种类较为复杂，传统物流运输时间长、过程复杂的问题，便需要通

过多种跨境物流运输模式的同步运用，实现多个物流公司的共同协作，根据商品的差异性以及交易地区

的相应情况选择最优的物流模式，在展现跨境物流聚合效应的同时[10]，提升跨境物流的运输速度以及

运输质量，最终在物流层面提升跨境电商的市场营销效果。同时，为了进一步提升消费者对跨境物流的

满意程度，可以推行物流仓储配送一体化，即通过提前在海外仓内备货，在消费者下单后，海外仓便可

以进行分拣、送货，缩短配送时间，减少跨境运输风险，提高转运效率。另一方面，为了进一步提升跨

境物流的便捷程度，应推进通关的便利化水平，即通过出台系统性政策，建设联网监管平台，以推进海

关“经认证的经营者”（Authorized Economic Operator，简称 AEO）互认合作。同时，优化口岸通关环

境、提高口岸的智能化水平，简化通关流程，在有效提升通关效率的同时，提升跨境物流效率，减少物

流风险。

3.4 优化跨境电商市场营销人才培养

在电子商务时代，针对当前实践中出现的跨境电商市场营销人才培养速度落后于跨境电商行业发展

速度，人才缺口进一步影响跨境电商市场营销发展的问题，有必要优化跨境电商市场营销人才培养。首

先，针对当前部分高校的跨境电商市场营销课程缺少专业敏感度，不具备专业特征，使得所培养的人才

难以适应跨境电商市场营销需求的问题，便需要在鼓励院校针对跨境电商开设市场营销专业课程的基础

上[11]，结合当前跨境电商所需市场营销人才，及时更新培养目标，除了开展传统市场营销理论课程之

外，还需开设市场调查与预测、企业经营管理实训、虚拟商业社会环节模拟实训、跨境电商网站建设与

运营实训、直播与短视频营销、跨境电商平台实战、跨境电子商务综合实训等课程，以实现学生对市场

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营销实践操作技能的拓展，进而帮助学生更快地适应跨境电商市场营销环境，破解制约跨境电商市场营

销人才短缺难题。其次，针对当前市场营销实训基地建设效果不理想而导致实训教学流于形式，最终阻

碍跨境电商市场营销人才实践经验积累的问题，需要优化校外实训基地。具体应加大相应的经费投入力

度，加强院校与跨境电商企业之间的合作，通过校企共建营造真实的实训环境，使学生能体验跨境电商

营销推广、营销策划、产品促销、线上线下推广、客户关系管理等流程，切实提升跨境营销实践技能。

总之，跨境电商作为电子商务发展的新方向，已经成为中国对外贸易增长最新和最快的领域。要想

促进跨境电商的持续发展，提升其涵盖范围，就需要创新市场营销策略，提升跨境电商服务质量，增强

跨境电商应对网络负面消息的能力，构建完善的物流体系，优化人才培养策略。同时需要注意的是，跨

境电商市场营销作为市场行为，当然需要政府层面的积极引导，以使跨境电商在创新发展的过程中有效

规避风险，最终实现跨越式发展。

参考文献：

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[11] 孟涛,王春娟,范鹏辉.数字经济视域下跨境电商高质量发展对策研究[J].国际贸易,2022(10):60-67.

Cross-border E-commerce Marketing in the E-commerce Era

HE Jiarong

(College of Business, Hefei College of Economics and Applied Sciences, Hefei, Anhui 230001, China)

Abstract: As an important enterprise type in the e-commerce era, cross-border e-commerce is characterized by globalization,

multilateralism, intangibility and immediacy. It is not only a new channel for China to explore overseas markets, but also an

important channel to enhance the international image of Chinese brands. At present, China’s cross-border e-commerce marketing

faces the problems of low service quality, vulnerability to network information, immature logistics system and talent shortage.

In order to promote the innovative development of cross-border e-commerce marketing, it is necessary to combine the problems

existing in the marketing practice to improve the service quality of cross-border e-commerce, enhance the ability of cross-border

e-commerce to deal with negative network information, build a systematic and perfect logistics system, and optimize the training

model of cross-border e-commerce talents, so as to ultimately enhance the marketing value of cross-border e-commerce.

Key words: e-commerce era; cross border e-commerce; marketing; innovation path

（责任编校：李建明 英文校对：吴秀兰）

第 25 卷 第 4 期 衡水学院学报 Vol. 25, No.4

2023 年 8 月 Journal of Hengshui University Aug. 2023

财税扶持政策能否提升大学生创业企业绩效

——基于创业资源的中介效应

王艳红 a，杨月君 b

（河北经贸大学 a. 公共管理学院；b. 文化与传播学院，河北 石家庄 050067）

摘 要：创业财税扶持政策不仅为企业营造有利环境，而且对新创企业绩效具有重大影响。根据返乡创

业企业调查一手数据，采用 AMOS 软件，利用 SEM 结构方程模型与链式中介效应模型研究财税扶持政策

对大学生创业企业绩效的影响。研究发现，财税扶持政策与企业经营、企业绩效皆呈正向关系，政府扶

贫补贴（风险补偿）、创业基金、税收优惠、贷款贴息等政策直接正向影响企业绩效，而产业帮扶、用

地优惠、试点等间接正向影响绩效，企业经营存在中介作用。建议从加大财税政策扶持力度、增强财税

政策匹配度、提高财税政策实施效率、优化财税政策路径机制等多种策略提升新创企业绩效。

关键词：大学生；财税扶持政策；创业企业绩效；SEM 结构方程；中介效应

DOI：10.3969/j.issn.1673-2065.2023.04.007

作者简介：王艳红，女，河北沧州人，副教授；

杨月君，女，河北临城人，副教授。

基金项目：河北省社会科学发展研究项目（20220505012）；河北省高等教育教学改革研究与实践项目阶

段性成果（2022GJJG167）；河北省高校辅导员领航工作室（云梯网络文化工作室）建设成果

中图分类号：F812.42; F279.2 文献标识码：A 文章编号：1673-2065(2023)04-0037-07

收稿日期：2023-01-06

党的十九大报告提出，实施乡村振兴战略，坚持农业农村优先发展，加快推进农业农村现代化要建

立多层次多样化的返乡创业格局，激发返乡创业热情，创造更多就近就业机会，为乡村振兴培养生力

军；2018 年中央一号文件对此作了全面部署，提出“实施乡村振兴战略，必须破解人才瓶颈制约”，充

分体现了乡村振兴要把人力资本开发放在首要位置。作为既熟悉农村情况又有一定城市现代化经验的大

学生，其返乡创业是实现乡村振兴战略目标的重要主体和支点。根据国家发展改革委员会统计，截至

2018 年 7 月我国返乡创业人数已达 740 万，然而与如火如荼的返乡创业浪潮相比，中国创业者目前普遍

具有“创业意愿强、创业绩效低”的特点，五成企业生存年龄在 5 年以下[1]。大学生等群体返乡创业依旧

困难重重，少数成功的新企业实现了财富的快速积累，而大量失败的新企业却要付出沉重的代价[2]。尽管

政府近几年采取多种措施构建良好的外部环境促进新创企业发展壮大，但新创企业生存发展是一个受多

因素影响的复杂结果变量[3]。鉴于此，创业绩效影响因素问题吸引了大批学者进行探讨，学者们一般从

宏、微观两个角度对该问题进行分析，微观因素主要考察创业者的个人及家庭特征，如社会资本、心理

资本、人力资本[4-5]、创业激情[6]、创业经历[7]；宏观因素主要从创业环境入手考虑经济、政策制度方面的

因素，如经济发展水平、金融政策、互联网设施、公共支持政策[8-9]。

在新创企业绩效的众多影响因素中，财税扶持政策一直备受学者关注，部分学者将政府财税政策作

为一种资源，对企业的成功有着正向影响，可以降低新创企业劣势，提高企业生存率[10]，尽管创业财税

政策影响创业绩效受到大部分学者的认可，但是从广义的角度探讨，学者并没有在此问题上达成一致，

38 衡水学院学报投稿平台:https://hssz.cbpt.cnki.net/ 第 25 卷

存在积极影响论、消极影响论、不相关论。

通过对现有文献的整理和现有研究的归纳，多角度、多方法探讨创业财税政策对创业企业绩效的影

响，对后续产生了积极的指导意义，但以往创业财税支持政策研究局限于从单一角度静态解读创业扶持政

策对企业绩效的影响，较少涉及创业扶持政策影响创业企业绩效的内部机理；财税政策对企业异质性的影

响更多关注创业者的个体特质、经历，较少关注创业扶持政策多维度有效性。鉴于此，本研究将财税创业

扶持政策分为税收减免、贷款担保、用地优惠、风险补偿四个方面，并根据大学生创业企业调查问卷获取

相关营商环境、企业基本面等相关一手调查数据，运用 SEM 结构方程模型研究财税政策对于大学生创业企

业绩效的影响，并探究其内在的优化路径，以此完善相关财税扶持政策，助力乡村振兴。

1 创业财税政策、创业环境、企业经营、企业创新对企业绩效影响的理论分析及研究假设

1.1 财税扶持政策对大学生创业企业绩效的影响

在本研究中财税扶持政策指的是税收的减免政策、专项资金资助、财政补贴、贷款担保。作为大学

生创业企业，资金问题一直是制约企业发展的巨大障碍。创业的财税扶持政策中，税收减免政策、财政

补贴、专项资金资助，减少了资金支出。对于新创企业可以降低经营成本，有利于企业研发和设备的更

新换代；财政补贴及专项资金资助可以增加企业收入，减少债务融资，降低新创企业融资风险[11]。对于

政府的贷款担保，大学生的初创企业信用低，资金需求大，由于信贷担保的逆向选择，银行往往选择大

企业作为信贷对象，而忽略新创企业的信贷需求，加之初创企业贷款抵押物匮乏，导致大学生创业企业

资金筹集困难，在很大程度上制约了企业发展。政府政策介入贷款担保，有利于引导资金流向新创企

业，缓解企业“融资难”困境，降低融资成本，助力企业发展。基于以上分析，提出研究假设 1。

H1：财税扶持政策有利于提升大学生创业企业绩效。

1.2 创业环境对大学生创业企业绩效的影响

创业绩效是企业发展的目标，也是企业持续进步的基础。良好的创业环境对企业的绩效有着正向影

响，而且经济越发达地区，创业环境同企业绩效相关度越高。具体来说，良好的融资渠道，网络信贷平台

的多样性可以缓解新创企业的资金压力，多渠道的融资手段使资金“卡脖子”问题得到缓解；完善的交通

运输、通信设备等基础设施的便利性，可以进一步降低企业的物流，通信成本，提高企业利润及绩效；信

息资源的丰富性、行业互动有序可以降低由于信息不对称带来的利润损失；初创企业往往由于创业人员能

力低下引致企业绩效水平低下[12]。行业环境中的技能培训，可以提高大学生的人力资本，增强其创业管理

能力、创新能力、判断能力等实际的运营企业技能，将直接促进企业绩效的提高。基于以上分析，提出研

究假设 2。

H2：创业环境对大学生创业企业绩效有正向影响。

1.3 企业创新对创业企业绩效的影响分析

财税扶持政策是吸引劳动力返乡创业的重要政策工具，研究和提升财税扶持政策的实施效果对推进

返乡创业企业高质量发展至关重要[13]。《中山日报》早在多年前就明确指出等待国家政策扶持的同时，

要清醒地意识到：企业经营思路必须变革，必须走知识创新型发展道路，这不仅强调了企业创新的重要

性，同时也间接说明财政扶持政策在一定程度上可以促进企业创新进而优化企业经营。此外，研究发

现：政府财税补贴和奖励对企业专利数量有显著影响[14]；为中小企业的发展创造融资支持有利于提高企

业创新能力，从而助力企业有效发展[15]。而另一方面，随着企业创新能力的提升，可能会给企业经营带

来其他助力。例如通过研究领域的开拓，生产规模也随着扩大，从而产生规模经济，使得企业的单位生

产成本大大降低，从而提高经营效率，另外通过管理与组织创新可以有效激活企业内生动力，从而有序

进行企业经营。基于以上分析，提出研究假设 3。

H3：企业创新在财税扶持政策与企业经营之间具有中介效应，即政府鼓励企业创新，从而对企业经

营具有正向影响。

第 4 期 王艳红，等 财税扶持政策能否提升大学生创业企业绩效 39

1.4 企业创新对于企业经营的影响

企业创新作为企业竞争力提高的关键要素，其一，基于创新理论分析，技术创新能够确保企业内部优

势的发挥，利用技术资源优势提高市场地位。其二，技术创新能够使企业充分掌握核心技术资源，并发挥

资源的最大化价值，对动态的市场需求做出快速响应，优化企业经营，以提高自身竞争力[16]。研究发现，

研发投入与企业绩效之间存在正相关关系。研究结论表明：研发人员投入力度与企业营业利润率和总资产

收益率呈显著正相关[17]；适量增加民营企业的研发投入能够在一定程度上提高企业绩效；专利申请数在一

定程度上可以增强企业竞争力，获取更多利润[18]；组织创新为企业良序发展提供制度架构与组织基础，有

效的组织创新可以优化企业经营。基于以上分析，提出研究假设 4。

H4：企业创新对企业经营有正向影响。

2 研究设计

2.1 数据与样本

问卷调研是获取统计数据最常用的方法之一，为了能够真实反映大学生创业企业绩效的影响因素，

本研究采用了线上预调查，发放问卷 140 份，共计回收有效问卷 124 份，有效回答率为 88.57%，且均通

过信效度检验；在修改部分问卷部分存在的歧义、抽象化问题，进行一定的调整。正式调查中采用多阶

段 PPS 抽样方案抽取样本发放问卷 800 份，共计回收 781 份，在对问卷质量进行审核的基础上，剔除无

效问卷，共获得有效问卷 742 份，问卷有效率为 95.75%。且均通过信效度检验，各题目之间一致性较

好，可靠性较高。

2.2 模型构建

利用结构方程模型分析创业环境、财税扶持政策、企业经营、企业创新和企业绩效之间的关系。结

构方程模型包括测量模型与结构模型，在应用前检测潜变量与观察变量之间的关系，验证量表效度；应

用后描述和验证潜变量之间的关系。根据理论假设和变量设计构建框架模型，将数据导入初始模型中试

运行，模型可运行。该模型的拟合优度指数如下：

GFI = 0.866＞0.9，CFI = 0.859＞0.8，AGFI = 0.847＞0.8。

以上表明模型拟合度较好。但由于 RMSEA = 0.089＞0.08，又 CMIN/DF ＝ 6.937＞3，不太理想，模

型仍需要进一步修正。

2.3 模型修正与优化

在初始模型基础上，继续进行模型的修正与优化，检查估计可知，模型无负的误差方差出现，见表

1，从表 1 可以看出各项标准化估计系数的绝对值范围为 0.04 ~ 0.98，此模型并未发生违犯估计的现象，

因此可进行整体模型拟合度的检验。修正模型依据修正指数 MI 值，根据问题的实际意义，有取舍地添加

潜变量的相关约束。通过比较拟合指数及竞争适配指数的变化来分析是否可取。从实际出发，这四条路

径的增加有意义：1）大学生创业企业领域开拓与企业组织层决策具有相关性，组织理念越创新，开拓领

域也相对广泛；2）企业经营与企业绩效交互影响，绩效体现企业经营成果，也对企业经营决策起着重要

指向作用；3）网络信贷平台与融资渠道均属于企业自筹资金的手段，网络信贷平台越多样，企业经营者

可选择的融资渠道越多样；4）信息数字时代下，技能培训主要集中于线上训练营，不可否认，二者具有

正向相关性。

表 1 初始模型与修正模型的竞争适配度指标值

初始模型 修正模型

ECVI 1.946 0.736

AIC 1459.321 552.113

NCP 1199.321 288.113

CMIN/DF 6.937 2.455

注：竞争指标：ECVI、AIC、NCP 指标值越小越适配度越好。