工業分析檢驗論文模板(10篇)
時間：2023-03-06 16:08:03
導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇工業分析檢驗論文，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。
篇1
專業
考核課程
報名時間
報名方式
考核時間
實施單位
報名聯系電話
通信信息管理（專）
所有實驗
2018年3月
電話或到學校自考辦
（電子科技大學繼續教育學院406室，成都市一環路東一段240號）
2018年5月上旬
電子科技大學
自考辦
028-83202390
uestcedu.com/
電子技術（專）
所有實驗
計算機及應用（專）
所有實驗
機電一體化工程（專）
所有實驗
計算機信息管理（專）
所有實驗
機電一體化工程（本）
所有實驗
計算機及應用（本）
所有實驗
計算機網絡（本）
所有實驗
計算機信息管理（本）
所有實驗
工業工程（本）
所有實驗
機電一體化工程（本）
畢業設計
2017年12月
2018年3月中上旬
工業工程（本）
畢業設計
計算機及應用（本）
畢業設計
計算機網絡（本）
畢業設計
計算機信息管理（本）
畢業設計
房屋建筑工程（專）
所有實踐課程
2017年12月上、中旬
到學校自考辦（西南交通大學遠程與繼續教育學院5408房間）
2018年3月中旬
西南交通大學自考辦
028-87600449
建筑工程（本）
所有實踐課程
環境藝術設計（本）
所有技術法考試
工程造價管理（本）
所有實踐課程
物流管理（本）
所有實踐課程
工程造價管理（專）
所有實踐課程
環境藝術設計（本）
畢業論文
2017年12月上、中旬
2018年3月下旬
建筑工程（本）
畢業論文
文化產業（本）
畢業論文
工程造價管理（本）
畢業論文
2017年12月上、中旬
到學校自考辦（西南交通大學遠程與繼續教育學院5408房間）
2018年3月下旬
西南交通大學自考辦
028-87600449
物流管理（本）
畢業論文
電子商務（本）
畢業論文
英語（專）
英語（本）
聽力 、 口語
口譯與聽力
2018年3月1日至3月29日
網上報考
2018年4月21日
西華師大自考辦
內江師院自考辦
四川大學自考辦
西科大自考辦
sc.51100.net
028-82009200
國際貿易（本）
畢業論文
2017年12月1日至12月15日
2018年3月下旬
四川大學
自考辦
51100.net
028-85412537
聯系人：邱老師
法律（本）
畢業論文
公共事業管理（本）
畢業論文
行政管理（本）
畢業論文
英語（本）
畢業論文
新聞學（本）
畢業論文
旅游管理（本）
畢業論文
對外漢語（本）
畢業論文
中英合作商務管理（本）
畢業論文
中英合作金融管理（本）
畢業論文
美術教育（專）
實踐課程
2018年6月
電話報名
2018年7月
護理學（專）
1、生化實驗2、病理實驗3、藥理實驗4、臨床實習5、生理實驗
2017年12月
網上報考
2018年3月至6月
人力資源管理（本）
畢業論文
2017年12月1日至12月15日
2018年3月下旬
漢語言文學（本）
畢業論文
2017年11月
網上報考
2018年3月
四川師范大學自考辦
crjy.sicnu.edu.cn
028-84760759
數學教育（本）
畢業論文
漢語言文學教育（本）
畢業論文
物業管理（本）
畢業論文
應用化學（本）
畢業論文
學前教育（本）
畢業論文
社會工作與管理（本）
畢業論文
應用化學（本）
微生物學與微生物學檢驗
環境影響與評價
有機化學（二）
信器分析（一）
2018年3月9日
現場報名
2018年3月10日上午
201年3月10日下午
2018年3月11日上午
2018年3月11日下午
四川師范大學自考辦
028-84760802
應用化學（專）
微生物學
無機化學（二）
分析儀器結構與維護
工業分析
食品理化檢驗
2018年3月11日上午
2018年3月11日下午
2018年3月10日下午
2018年3月10日上午
2018年3月10日上午
物業管理（本）
物業管理與實務（實踐）
2018年3月10日上午
028-84760255
學前教育（專）
幼兒教師實習指導（實踐）
028-84760713
學前教育（本）
幼兒教師教研指導（實踐）
教育管理（本）
畢業論文
2017年12月30日之前
網上查詢細則，材料郵寄學校自考辦報名
2018年3月
成都師范學院自考辦
028-66054321
cdnu.edu.cn
會計（本）
畢業論文
2017年11月14日至11月24日
網上報名
Swufe-online.com
2018年3月24日
西南財經大學自考辦
028-87352955
聯系人：尹曉瑾
金融（本）
畢業論文
工商企業管理（本）
畢業論文
財稅（本）
畢業論文
市場營銷（本）
畢業論文
經濟學（本）
畢業論文
營養食品與健康（本）
1、所有實驗
2、畢業論文
2017年12月1日至2018年1月15日
電話或到學校自考辦報名，四川理工學院繼續教育學院：四川理工學院匯北校區食堂4樓408辦公室
2018年3月中下旬
四川理工學院自考辦
0813-5505572
聯系人：張老師
電子商務（專）
1、課程考核
2、課程設計
2017年12月
到學校自考辦
1、2018年3月第1周
2、2018年3月上旬
成都信息工程大學自考辦
028-87077790
聯系人：梁老師
小學教育（本）
畢業論文
2017年12月
電話或到學校自考辦
2018年3月
西華師范大學自考辦
0817-2314317
13219131715姚老師
體育教育（本）
畢業論文
2018年1月4日至10日（法定假日除外）
電話或到學校自考辦（成都體育學院繼續教育處306室）
2018年3月14日報到，3月15日考核
成都體育學院自考辦
028-85050130
數字媒體藝術（本）
所有實踐課程、畢業設計（開題、答辯）
2017年12月4日至2018年1月15日
信函或到學校自考辦
2018年3月下旬
西南科技大學自考辦
0816-6089268
zk.swust.net.cn/
信息管理與服務（本）
機械制造與自動化（本）
電子信息技術（本）
建筑經濟管理（本）
物流管理（專）
實踐課程
2018年3月12日
到學校成教院
2018年3月26日
四川交通職業技術學院
028-85094025
秘書學（本）
畢業設計
2017年12月1日至12月30日
到學校自考辦
2018年4月初
成都學院
自考辦
028-84612006
聯系人：李老師
鄉（鎮）村管理（專）
所有實踐
2017年12月
信函、電話或到學校自考辦
2018年3月第2周
四川農業大學自考辦
0835-2885763
林業及園林高新技術與管理（本）
畢業設計
2017年12月
2018年3月第2周
汽車服務工程（本）
汽車電子控制技術（實踐）
汽車檢測診斷技術（實踐）
2017年12月1日至12月8日
到學校自考辦
2018年3月下旬
西華大學
自考辦
028-87721841
畢業設計
電氣工程與自動化（本）
電力電子技術（實踐）
單片機原理及應用（實踐）
自動控制原理（一）（實踐）
工業過程與過程控制（實踐）
計算機控制系統（實踐）
畢業設計
工程管理（本）
畢業設計
2017年12月1日至12月10日
網上查詢細則(網址:jjy.pzhu.cn)郵箱報名(郵箱:1277155636@qq.com)、現場報名
2018年3月1日
攀枝花學院
自考辦
0812-3372897
信息技術教育（本）
數據庫Visual Foxpro及學校應用（實踐）
Photoshop圖形處理（實踐）
計算機網絡基本原理（實踐）
畢業論文
2017年11月10日至11月30日
2017年12月2日至12月20日（論文）
到學校自考辦（綿陽師范學院數學與計算機科學學院自學考試辦公室一樓410房間）
2018年1月10日報到及開始實踐性環節考核
2018年1月6日論文答辯
篇2
［中圖分類號］G642.0 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）10-0160-02
1 國際經濟與貿易專業人才需求現狀
獨立學院國際經濟與貿易專業主要是面向企業培養其所需人才。自從我國加入WTO以來，我國對外貿易權的管理方式由原來的審批制改為備案登記制，準入門檻降低后，具有進出口經營權的企業大幅度增加。由于國際貿易特殊的貿易環境和運作慣例，外經貿業務工作具有較高的風險性、較強的專業性。企業作為自主經營、自負盈虧的獨立法人，在員工招聘中傾向于錄用動手能力強、能夠直接進入業務狀態的外貿人才。對于中小企業而言，業務量不大、設崗較少，要求外貿應用型人才具有全面的操作技能和綜合應用能力；對于大型企業而言，業務量大、部門分解較細、設崗較多，要求外貿應用型人才具有過硬的專門操作技能和獨立解決問題能力。無論是大企業，還是中小企業，他們的貿易程序都是相同的。
出口貿易的基本程序通常分為三個階段：出易前的準備、簽訂出口合同和履行出口合同。出易前的準備包括編制出口計劃、組織貨源、國外市場和客戶調查、制定出口經營方案、建立客戶關系、開展廣告宣傳、辦理商標注冊；簽訂出口合同包括邀請發盤、發盤、還盤和接受；履行出口合同包括以收取貨款為核心的貨物、租船訂艙、辦理保險、出口報關、辦理保險、繕制單據、出口收匯核銷、出口退稅；必要時，還有出口索賠。
進口貿易的基本程序通常也包括三個階段：進易前的準備、簽訂進口合同和履行進口合同。進易前的準備包括編制進口計劃、國外市場和客戶調查、制定進口經營方案、建立客戶關系、選擇交易對象；簽訂進口合同包括邀請發盤、發盤、還盤和接受；履行進口合同包括以交付貨款為核心的租船訂艙、派船接運、辦理保險、買匯、審核單據、進口付匯核銷、進口報關、檢驗貨物；必要時，還有進口索賠。
從國際貿易的進出口程序可以看出，國際貿易所涉及的業務環節非常多。因此，獨立學院國際經濟與貿易專業培養的人才應該是復合型、應用型人才。具體來說，該專業的畢業生應具備的技能和能力包括：①基本技能，如閱讀技能、寫作技能、現代辦公設備操作技能、網上進行商務處理技能、商品檢驗技能、識別與填制外貿單證技能。②基本能力，如自學能力、創新能力、組織管理能力、應變能力。③專業能力，如貿易業務處理能力、外語運用能力。
2 獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學存在的問題
2.1 實習與畢業論文相互脫節
實習是學生在系統地完成專業教學計劃所規定的相關課程的基礎上進行的熟悉進出口業務程序的現場活動。畢業論文是國際經濟與貿易專業本科生實踐教學非常重要的環節，是學生運用所學習的基本知識和基本理論，去研究和探討實際問題的實踐鍛煉，是綜合考察學生運用所學知識分析問題、解決問題以及動手操作能力的一個重要手段。撰寫畢業論文有利于培養學生綜合運用所學知識和技能解決較為復雜問題的能力，讓學生受到科學研究工作或設計工作的初步訓練。但是，由于外貿業務量大，一項外貿業務涉及時間較長，從發盤到完成業務全過程可能經歷幾個月甚至更長的時間，而專業認識實習、專業實習、畢業實習和畢業論文安排在不同的學期，它們之間相互脫節，學生很難在實習單位親歷一筆完整的外貿業務，這樣就造成了實習的非系統性，畢業論文選題、開題與實習脫節，難免脫離實際，不利于學生的能力培養。
2.2 專業課案例教學不能相互銜接
案例教學是把實踐案例進行處理后引入課堂，讓學生根據案例提供的背景資料分析案例、討論案例，尋求解決實際問題的方案。案例教學使學生身臨其境般地經歷一系列事件和問題，接觸各種各樣的組織場景，通過深入地研究與分析，加深對所學理論的理解，培養學生的感覺能力和反應能力，提高學生運用專業知識解決實際問題的能力。但是，由于各專業課任課教師均從所授課程角度出發組織案例教學，重點當然在所講課程之中，這就導致不同課程的案例很難形成一項完整的、系統的國際貿易業務，學生也很難將多門課程的知識應用到一筆業務，這樣就會造成所學知識的“無用性”，知識之間形成壁壘，很難相互銜接。
2.3 課程設計組織難度大
通過課程設計考查學生對相關理論的掌握情況，培養學生綜合運用所學理論知識分析和解決實際問題的能力。鍛煉學生的獨立工作能力，也是對理論教學效果的檢驗。但是，由于國際經濟與貿易專業課程所涉及的環節較多，如訊盤、發盤、還盤、接受，在合同磋商的每一個環節里，又涉及貿易術語、商品的數量和品質、商品的包裝、商品的運輸及保險、商品的檢驗、貨款的收付以及索賠等。教師在進行課程設計時，還要聯系其他課程的知識，不容易組織。
3 獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學改革措施
針對當前獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學中所存在的問題，根據國際經濟與貿易專業人才應具有的知識結構、能力結構和沈陽工業大學工程學院的自身特點，我們對國際經濟與貿易專業的實踐教學進行了改革，制定了具體的改革措施，取得了良好的效果。
3.1 實習與畢業論文相互銜接
我們首先對原有的時間短而又分散的專業認識實習、專業實習和畢業實習進行了整合，統一調整為四周的專業實習，將原來為期十三周的畢業論文調整為十八周，調整前后實習和畢業論文的總周數卻沒有變化。然后，在學期安排上也進行了調整：專業實習安排在第八學期前四周進行，畢業論文分兩個階段，第一階段為前四周，安排在第七學期后四周進行，第二階段為后十四周，安排在第八學期后十四周進行，專業實習恰好置于畢業論文的兩個階段中間。
改革之后，學生在指導教師的指導下，深入相關企業，選擇一筆或幾筆完整的國際貿易業務，利用畢業論文前四周的時間和寒假進行選題、開題和收集資料，從而確保論文選題的客觀性和實用性；在接下來的四周專業實習期間里，學生依據選定的論文題目和完整的國際貿易業務，利用所學的專業知識，繼續在企業里進一步了解、熟悉相關的業務，發現問題、分析問題、探討解決問題的方案；在畢業論文最后的十四周里，學生要確定論文撰寫提綱、查閱資料、撰寫、修改、審查、進行答辯等環節。
通過實習與畢業論文相互銜接，可以使學生在實習單位親歷一筆完整的外貿業務，同時也可以使學生的畢業論文選題、開題、撰寫等環節緊密聯系實際，非常有利于學生的實踐能力、動手能力、分析問題和解決問題能力的培養。
3.2 按國際貿易業務程序統一制定案例教學方案
我們通過組織專業課教師進行共同商討、相互溝通，依據一項完整的、系統的國際貿易業務和程序，最終制定出來一套統一的案例教學方案，所有專業課的案例都按照業務程序融合在其中，確保了案例教學相互銜接，便于學生對所學理論的理解、掌握，提高了學生運用專業知識解決實際問題的能力，案例教學效果得到了明顯的提高。另外，我們學院有著得天獨厚的地理位置優勢，與中國石油遼陽石油化纖公司相鄰，可以組織學生到遼化對其國際貿易業務進行實地參觀、考察，在企業進行案例教學，通過案例教學校企合作共同搭建實踐教學平臺。這樣，不僅使學生對企業有更多的感性認識，還可以將各門課程的理論知識聯系并運用到實際。
3.3 情景模擬組織課程設計
為了解決國際經濟與貿易專業課程設計難以組織的問題，我們采取了能夠充分調動學生主觀能動性的情景模擬教學形式。按照國際貿易相關業務和程序要求，將學生分成若干組，每組都有自己的工作和職責，發給學生一些背景資料，要求學生認真研讀，也可以查找相關資料作為補充，模仿國際貿易業務的實際操作，進行模擬訓練，可以對出口報價、結算以及所涉及的單證等業務進行模擬。學生在模擬過程中，可以相互交流、溝通、商討，共同理解、掌握國際貿易理論和方法，學生的學習樂趣倍增。
3.4 組織學生進行暑期社會實踐
篇3
[3] 周鳳起.中國可再生能源發展戰略[J].國家發改委能源所.2006，(10)：12.
[4] 江哲生，董衛國.國產1000 MW 超超臨界機組技術綜述[J].電力建設.2007，(3)：1.
[5] 宋繼紅，石家駿.中國特種設備安全技術規范簡介[J].人文社科，2005，(4)：2.
[6] Project Management Institute. A Guide to the Project Management Body ofKnowledge[M]. USA: Project Management Institute， 2000:236-241.
[7] RALPH L， IRW S. L. Reducing Project Risk[M]. England: Gower PublishingLimited Gower House， 1997:163-171.
[8] DEL C A， DELA C M P. Integrated Methodology Project Risk Management[J].
Journal of Construction Engineering and Management， 2002， 128(6):773-785.
[9] 王金海.做好鍋爐壓力容器基建監督檢驗工作[J].電力建設，2004(4)：7.
[10] 樊樂樂.“5+3”工程項目管理模式項目質量控制因素分析方法及研究[D].天津大學學報.2008，(6)：41.
[11] 勝.國電泰州一期2×1000MW超超臨界燃煤機組工程建設項目管理[D].南京理工大學學報.2007：3.
[12] 厚金庫.淺談電力施工項目管理[J].中國新技術新產品.2009，(1)：1.
[13] 蘇志堅、林法戴.項目管理在進口設備檢驗監管中的應用[J].檢驗檢疫科學.2008，(6)：3.
[14] 孫森.項目過程質量控制與應用[D].鄭州大學學報.2006，(5)：10.
[15] 朱玉橋.長春二熱擴建項目的質量管理研究[D].2005，(11)：12.
[16] 施國洪.質量控制與可靠性工程基礎[M].北京：化學工業出版社，2005：51-65.
[17] 王長峰，李建平，紀建悅.現代項目管理概論[M].北京：機械工業出版社，2008：107-112.
[18] 浙江省特種設備檢驗研究院.浙江省特種設備檢驗研究院質量手冊[Z]，2007：49-53.
[19] 施國洪，陳敬賢，馬漢武，等.基于混合智能算法的多資源約束項目優化調度 [J].工程設計學報，2008，15(2)：140-156.
[20] 浙江省特種設備檢驗研究院.浙江省特種設備檢驗研究院質量手冊[Z]，2007：101-132.
[21] 浙江省火電建設公司.國電北侖電廠三期工程#6機組焊接專業施工組織設計[Z]，2007：12-34.
[22] 萬長華.TJ集團組織結構變革研究[D].重慶大學學位論文，2006：10.
[23] 龔曉海.工程建設企業質量管理[M].中國水利水電出版社..2005：78-91.
[24] 盧向南.項目計劃與控制[M].北京：機械工業出版社，2003：38-40.
[25] 沈建明.淺談項目管理的質量控制[J].建筑經濟.1997，(5)：32-35.
[26] DAVID J B，LYNNE R.The Relationship Between Total Quality Management and the Focus of Project Management Practices [J].The TQM Magazine ， 2007，19(1)：50-61.
[27] 邢文英.全面質量管理體系[J].回顧與思考石油工業技術監督.2006，(8)：12-31.
[28] SHIEH H M， WU K Y. The Relationship between Total Quality Management and Project Performance in Building Planning Phase: an Empirical Study of Real Estate Industries in Taiwan[J]. Total Quality Management， 2002， 13(1):133-51.
[29] 中國特種設備檢測研究院.北侖電廠2×1000MW機組鍋爐壓力容器壓力管道電廠鍋爐安裝質量檢方案.2006：20-21.
[30] ARTTO K， MARTINSUO M， DIETRICH P. Project Strategy: StrategyTypes and Their Contents in Innovation Projects， International Journal of Managing Projects in Business， 2008， 1(1): 49-70.
[31] 中華人民共和國國家質量監督檢驗檢疫總局.鍋爐安裝監督檢驗規則[Z].
[32] 郝玉玲.大頂子山工程項目質量管理體系研究[D].哈爾濱：哈爾濱工程大學學位論文，2007：42-50.
[33] Kuihui ye，Weiyanjiang.Project competition intensity(PCI) in the construction market:a case study in China.Construction management & economics，2005，26:4.
[34] TAYLOR W A， WRIGHT G H. A Longitudinal Study of TQM Implementation: Factors Influencing Success and Failure [J]. The International Journal of Management Science， 2003， 31(2): 97-111.
[35] Hollyoak，David M.. Quality management systems on complex construction projects. Research Report - University of Sydney， School of Civil and Mining
Engineering， May， 1995， p1-64
[36] 姜建民.論施工項目質量管理[J].山西建筑.2000.12(2)：14-17.
[37] 黃存旺.淺談火電廠焊接施工質量管理[J].機械工人.2002，(7)：31-36.
篇4
中圖分類號：F832.48
文獻標識碼：A
文章編號：1004-8308（2012）05-0109-08
創新是一個昂貴的過程，需要付出足夠的資源來啟動、指引和維持，因此，被普遍認為是創新經濟分析先驅的約瑟夫·熊彼特，把資源配置，尤其是金融資源配置的研究作為他創新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特認為，創新通過信譽的建立來獲得資助，信譽能通過多種途徑建立，并重點強調了商業銀行的作用，即產生新的購買力并使企業家可利用，繼熊彼特之后，著名經濟學家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《經濟史理論》）中也指出，英國的工業革命實際上得益于18世紀早期在英國發生的金融革命，因為一些主要科技發明在工業革命發生前就已存在，而工業革命中對這些科技發明的大規模使用得到了大量而長期的固定資產投資支持，如果金融市場不能提供充足并且低成本的流動性支持，則科技發明的大規模推廣和使用將受到極大限制，隨著20世紀70年代信息經濟學興起，當代經濟學家已把“信息不對稱”引入企業金融和投資行為間交互作用的研究中，指出企業和金融家之間的信息不對稱使得企業的外部金融比內部金融更加昂貴，一些研究認為，各產業的投資行為（金融要求）是由科技水平決定的，更多依靠外部金融的產業在擁有更發達金融市場的國家中應該成長更快。
現代科技創新早已超越工業革命時代依靠實踐經驗總結而來的技術革新和發明，而主要依靠基于科學研究和試驗基礎上的新發現和新突破來進行，通常認為，完整意義上的科技創新包括了基礎研究、應用研究和商業化等3個階段，其中商業化是最為關鍵的階段，美國經濟學家羅斯托指出，“18世紀的法國科學水平被判為至少相當于，而且很可能超過英國，在發明的質量（不是數量）上，法國也相當于或超過英國”，但工業革命卻發生在英國，英國相對于法國的優勢在于將科技發明成功實現商業化，只有將科技發明引進生產體系當中，科技發明才能轉化為科技創新，因此對科技創新的金融支持就不僅僅包括前期的研發投入，更重要的是對創新成果商業化階段（創新產品批量生產和銷售階段）提供資金支持，以Lerner為代表的現代學者則認為，由于科技創新具有高度不確定性和相對的市場配置失靈，政府不僅要對科技創新提供大量的財政投人，還應積極出資成立風險投資機構或基金直接進行股權或類似股權的投資，激勵科技創新活動，由此可見，科技創新的融資體系實際上包括了政府財政投入和資本市場籌資兩大部分，對于科技創新融資支持的實證研究，目前國內公開所能見的幾乎沒有，只有少數相關的研究，例如，沈能在其博士論文中安排了一章“金融安排促進技術創新功能實現的實證檢驗”，其模型的變量為“金融發展、技術創新、資本形成”；鄧平博士論文也寫入了“中國金融支持科技創新的VAR分析”一章，其模型的變量為“金融發展規模指標、金融發展結構指標、金融發展效率指標、科技創新指標”，顯然二人是從金融的制度安排角度來檢驗其對科技創新的作用，我們認為，在當今科技創新的時代，且不論金融制度安排根植于一國歷史文化傳統而有較強的路徑依賴性，無論一國金融制度如何設計，如果其能有效解決科技創新的關鍵難題——融資問題，則是適宜的，舍其而難以有更好的衡量標準，此外，張強和趙建曄對我國資本市場對科技創新的支持作用進行了實證研究，但其論文也僅僅考慮了資本市場的支持作用，并未探討財政投入對科技創新的支持作用，有鑒于此，我們擬就各種融資渠道對科技創新的支持作用及其動態影響關系進行計量實證分析，以便從整體上把握我國科技創新融資支持的重要作用。
1 變量選取與數據說明
1.1對科技創新指標的選取
我們對科技創新的衡量是從科技創新產出角度來考察的，因為從產出角度來衡量可以更加客觀地評價科技創新活動成效，由于科技創新成果衡量指標眾多，直接選用則會在建立多元回歸模型時讓問題分析變得復雜，且變量之間還可能存在嚴重多重共線性問題，為此，我們采用“主成分分析法”，在低維空間將信息分解為互不相關的部分以獲得更有意義的解釋，文章數據全部來自歷年的《中國科技統計年鑒》，基于數據可得性及盡可能獲得更多觀察數據方面考慮，并盡量剔除政府部門人為因素的影響，在《中國科技統計年鑒》的“科技成果”統計分項中，我們分別選取了“國內專利申請受理數”（簡稱專利申請，下同）、“國外主要檢索工具收錄我國論文總數”（簡稱科技論文，下同）、“全國各地區技術市場成交合同數”（簡稱成交合同）、“全國各地區技術市場成交合同金額”（簡稱成交金額）和“高技術產品出口額”（簡稱出口）等5項統計指標，分別記為PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，數據的時間跨度為1987-2009年，計量調整后的有效數據為1988-2008年共21年統計數據，由于對變量取自然對數不會改變變量本身的協整關系，且能使變量趨勢線性化，消除時間序列中可能存在的異方差，因此，我們對以上5個指標分別取自然對數，記為LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS軟件（本文所有計量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析結果見表1。
從表1可以看出，第1和第2主成分的累積貢獻度（cumulative proportion）達到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明顯小于1，因此可以認為第l和第2主成分已能較好地反映5個一致指標的總體變動情況，從現實情況來看，專利和論文確實能很大程度上代表一個國家總體的科學研究和技術應用的水平，因此我們最終確定用PATENT和PAPER兩個指標來衡量我國科技創新的總體水平。
1.2對創新融資指標的選取
科技創新的融資體系包括政府部門的財政投入及資本市場籌資兩大部分，政府的財政投入不僅包括直接的財政科技撥款，還包括間接的財政投入，如各種對科技創新的稅收減免及科技獎勵等政策措施，資本市場籌資按籌資方式可分為間接融資和直接融資，即金融機構的各種貸款以及債券市場上的債券融資、股票市場上的股票融資和風險投資市場上的風險資本等，由于目前的統計年鑒只能給出政府的財政科技撥款一項，無法統計出財政對科技創新的種種間接財政支持，同時統計資料也無法細分出企業的科技貸款以及證券市場上的科技專項融資，因此我們選用政府的財政科技撥款、金融機構的中長期信貸和企業證券市場籌資來作為科技創新的融資考察指標，之所以選用中長期信貸指標，是因為我們認為科技創新是一個長期投入的過程（包括設備的更新和升級），中長期信貸更能穩定支持創新主體持續進行創新，需要說明的是，由于各統計指標時間跨度較大（1987-2009年），而這期間我國價格波動很大，依據科技創新的特點，我們對金融統計指標進行了價格調整，以便更客觀地反映資金投入的變化，具體而言，我們借鑒王玲和Szirma的研究，將綜合價格調整指數設定為0.5×P+0.5×W，其中P是固定資產投資價格指數，W為消費者價格指數（CPI），并以1986年的價格指數為基準進行調整，我們從《中國金融年鑒》中選取金融機構的“中長期信貸”以及“企業證券市場籌資額”統計項，從《中國科技統計年鑒》中選取“國家財政科技撥款”統計項，分別記為LOAN、BOND和FINANCE，各變量取相應對數后記為LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。
2 計量模型構建
2.1變量的單位根檢驗
我們建立一個多變量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法進行檢驗。從表2可以看出，以5%的顯著性水平為衡量標準，各變量均為非平穩序列，而各變量的一階差分均為平穩序列。
2.2協整關系檢驗
由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各變量是非平穩序列，且是同階單整，因此可以進行協整關系檢驗，從表3可以看出，特征根跡（trace）檢驗和最大特征值（maximum eigen-value）檢驗均說明各變量存在3個協整方程，因此各變量通過了協整關系檢驗，說明這5個變量之間存在長期的均衡關系，各變量能被其他變量的線性組合所解釋，可以建立VAR模型進行分析。
2.3VAR模型的構建
建立VAR模型時需要確定滯后階數，從表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND為內生變量，常用的5個檢驗標準（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致說明滯后階數為2。
3 模型分析檢驗
3.1脈沖響應函數分析
由于VAR模型是一種非理論性的模型，無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往并不分析變量之間的系數關系如何，而是分析系統的動態特征，即每個內生變量的變動或沖擊對它自己及所有其他內生變量產生的影響作用，這種影響作用可通過脈沖響應函數分析來實現，只有通過穩定性檢驗的VAR模型才可進行脈沖響應函數分析。
VAR模型穩定性檢驗從圖1中可以看出，我們所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒數值都在單位圓內，說明模型是穩定的，可以進行脈沖響應函數分析。
對脈沖響應分析，為避免模型中輸入變量順序不同而對脈沖輸出結果產生影響，我們采用廣義脈沖方法，脈沖響應情況如圖2、圖3所示。圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，縱軸表示各響應變量應對沖擊的變化幅度（各變量均為對數，代表了彈性的變化），實線表示脈沖響應函數，代表響應變量對相應沖擊的反應。
從圖2可以看出，當在本期給中長期信貸一個正沖擊后，專利申請前2期正向反應平穩，在第3期迅速上升到最大；此后開始滑落，并又從第6期開始持續上升，這表明中長期信貸將所受外部正沖擊經信貸市場傳遞給專利申請，且這一沖擊隨著時間的推移具有穩定的和越來越強的促進作用，專利申請對財政科技撥款的正沖擊響應迅速，當期就大幅度上升，并在第3期達到最大量；此后雖大幅度下滑但卻在第5期后基本保持穩定，這表明財政科技撥款將所受外部某一正沖擊經政府財政預算直接而迅速傳遞給專利申請，且沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續效應，當在本期給企業證券籌資一個正的沖擊，經證券市場對專利申請產生正向影響，專利申請響應在第2期后基本呈現逐漸下降趨勢，并在第9期對沖擊的正向影響接近零，從圖3可以看出，中長期信貸的正沖擊對科技論文的前2期影響很弱；科技論文的正響應從第3期開始迅速上升，第5期后開始下降，但第6期后又開始持續上升，財政科技撥款的正沖擊對科技論文的前2期影響也較小，從第3期開始，科技論文正向響應明顯，并在第3～5期間保持穩定；從第5期開始下滑，此后基本保持平穩增長，證券籌資的正沖擊對科技論文的影響很弱，除當期有一點促進作用外，此后基本影響很弱，甚至在第6期后有負面影響，綜合以上脈沖響應函數圖可以看出，各變量沖擊對專利申請的影響基本上在第3年比較明顯，而對科技論文的明顯影響則保持在第3～5年左右，整體而言，中長期信貸對科技創新的促進作用比較顯著，期間雖有波動，但長期支持作用遞增；政府的財政科技撥款對科技創新的促進作用比較直接迅速，長期支持作用遞減；企業證券市場籌資對科技創新的支持作用較弱，除前面幾期有些促進作用外，后面幾期幾乎不起作用，甚至還可能帶來負面影響。
3.2VAR模型預測誤差的方差分解
脈沖響應函數描述的是隨著時間的推移，模型中的各內生變量對沖擊是如何反應的（如響應符號和響應強度等），但不能比較不同沖擊對某一特定變量的影響強度，而方差分解則是將系統的均方誤差分解成各個變量沖擊所做的貢獻，通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，來進一步評價不同結構沖擊對一特定變量產生影響的重要性，因此，方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息，利用方差分解，我們可以看出在科技創新的支持作用中，隨著時間的推移，各個金融變量的貢獻率如何，表5和表6分別為專利申請和科技論文的方差分解情況，
從表5可以看出，不考慮專利申請自身的貢獻率，中長期信貸沖擊對專利申請的貢獻率隨時間穩步增長，在第10期達到最大，接近12%；財政科技撥款沖擊對專利申請的貢獻率從第2期后就平穩增長，并在第7期后貢獻率穩定在6%以上；企業證券籌資沖擊對專利申請的貢獻率很小，基本在1%左右；從表6中可以看出，同樣不考慮科技論文自身的貢獻率，中長期信貸沖擊對科技論文的貢獻率在第3期急劇上升，此后雖小幅波動但上升趨勢明顯，并在第10期的貢獻率超過36%；財政科技撥款沖擊對科技論文的貢獻率在第3期達到最大值，此后小幅波動和緩慢下降；企業證券籌資沖擊對科技論文的貢獻率很小，也基本在1%左右。
綜合以上方差分解分析可以看出，中長期信貸在促進科技創新的作用過程中貢獻率持續上升，且貢獻度最大；財政科技撥款對促進科技創新的即期效應明顯，且貢獻率基本保持穩定；企業證券籌資沖擊對科技創新的貢獻度微弱，幾乎沒有什么貢獻。
4 結論與建議
受限于統計數據的可得性及理論分析的需要，我們只考察了3種融資途徑對科技創新的支持作用，計量模型分析結果顯示，金融機構的中長期貸款和政府的財政科技撥款對中國科技創新的支持作用巨大，而證券市場的支持作用則十分微弱，這個分析結果與Tadesse的觀點基本一致，Tadesse認為，在金融部門不發達時，銀行導向型金融體系在促進技術進步方面所起的作用比較大；而在金融部門發達時，市場導向型金融體系則能起到更大的作用，總結模型的檢驗結果，我們的主要結論有以下幾點。
（1）科技創新需要長期持續的資金投入支持，計量模型檢驗表明，科技創新能力與資金投入規模存在長期穩定的正相關關系，我國近年來科技創新能力大幅提升與政府財政的大力支持和資本市場的大規模融資緊密相關，同時，模型分析也表明，從增加資金投入到創新能力提升是有時間滯后期的，具體而言，融資規模沖擊對專利申請的顯著影響要到第3年，而對科技論文的顯著影響則在第3～5年，換句話說，增加資金投入并不能對提升科技創新能力產生立竿見影的效果，這期間約有3～5年時間的滯后期，由此可見，提升科技創新水平需要國家制訂有科技發展的長遠規劃，更需要構建穩定長期的創新融資渠道來保障。
篇5
一、引言
隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區，主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖2中國東部十一省（市）2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年省（市）統計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個省（市）為廣東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數據研究中國東部和中部省（市）FDI的對環境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]
若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一省（市）和中部八省的相關數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列。回歸結果見表1-表8
（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析
表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
2.2587
1.8888
注:括號內為t值，*表示1%的顯著水平項目管理論文，**表示5%的顯著水平，***表示10%顯著水平，表7-表8同。
東部工業廢水與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、上海、北京的FDI對工業廢水排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢水排放量產生負影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點，工業廢水排放量將減少0.0835個百分點。
東部工業廢氣與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，但t統計量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他省（市）的t統計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1504個百分點。
表2 中部地區LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LNFS
LNFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
16.6018(7.9671*)
11.6524(3.9031*)
-1.1320(-2.3466*)
-1.2244(-1.8624**)
0.0587(2.1385**)
0.0967(2.6877*)
AR(1)
0.7772(15.2270*)
0.8699(24.1079*)
湖南--LNFDI
-0.0333(-1.0065)
0.8689
0.0030(0.0929)
0.0309
山西--LNFDI
5.29E-05(0.0022)
-0.5998
-0.0116(-0.5248)
0.9869
吉林--LNFDI
0.0224(1.3361)
-0.8116
-0.0138(-0.8731)
-0.1019
安徽--LNFDI
0.0068(0.3212)
-0.1071
0.0848(2.0050**)
-0.5360
黑龍江--LNFDI
-0.0691(-1.3522)
0.4276
0.0047(0.1391)
-0.1447
河南--LNFDI
0.0396(1.6098***)
-0.0902
0.0587(1.1488)
-0.1023
江西--LNFDI
0.0148(0.4637)
-0.3718
0.0410(0.9293)
-0.7326
湖北--LNFDI
-0.0348(-0.7651)
0.8336
-0.0194(-0.4111)
0.6340
R2
0.9992
0.9985
F
11085.59
6243.136
D-W
1.6877
1.6591
中部地區工業廢水與人均地區生產總值呈正U型關系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業廢水排放量產生正影響，山西、安徽在5%的水平下顯著，河南和江西在1%的水平下顯著，吉林的t統計量不顯著，影響最大的河南為0.1444項目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業廢水排放量產生負影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統計量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業廢水排放量將減少0.1025%。
中部地區工業廢氣與人均地區生產總值呈正U型關系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，湖北在5%的水平下顯著，其他省都在1%的水平下顯著。影響最大的河南為0.0819，其次是安徽。吉林、黑龍江的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，且都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.1521，即FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1521個百分點，其次是吉林。
（二）東部和中部地區FDI對工業煙塵、工業粉塵影響差異分析
表3 東部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
32.7262(2.8164*)
52.9893(3.8847*)
-10.5024(-2.6944*)
-18.5026(-4.0342*)
1.2657(2.9653*)
2.2848(4.5435*)
-0.0505(-3.2386*)
-0.0927(-5.0305*)
AR(1)
0.4000(6.1657*)
0.3097(4.5813*)
海南--LNFDI
0.0477(0.3532)
-4.19200
-0.2814(-1.2742)
-0.4495
河北--LNFDI
-0.0335(-0.3842)
0.5242
0.0267(0.2515)
-0.0456
上海--LNFDI
-0.1521(-2.7826*)
0.5767
-0.2069(-2.4847*)
0.3125
浙江--LNFDI
-0.0627(-0.8102)
-0.0833
-0.0941(-0.9720)
0.6786
遼寧--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
廣東--LNFDI
0.0402(0.4283)
-1.1402
-0.0525(-0.4761)
0.6557
北京--LNFDI
-0.2631(-2.2266**)
1.3044
0.1188(0.2863)
-2.7899
天津--LNFDI
0.0139(0.1345)
-1.7711
-0.2062(-3.3778*)
-0.2964
江蘇--LNFDI
-0.1082(-2.3398**)
1.4371
-0.0810(-1.0884)
0.7549
福建--LNFDI
-0.0546(-0.6975)
-0.9522
-0.0017(-0.0179)
-0.8758
山東--LNFDI
-0.1649(-2.4789*)
2.2796
-0.0876(-1.2915)
1.1267
R2
0.9829
0.9773
F
487.359
326.259
D-W
2.0287
2.1269
東部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、廣東、天津的FDI對工業煙塵排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、上海、浙江、遼寧、北京、江蘇、福建、山東的FDI對工業煙塵排放量產生負影響，上海、山東在1%的水平下顯著項目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2631個百分點。
東部地區工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。河北、北京的FDI對工業粉塵排放量產生正影響，但不顯著。海南、上海、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他省（市）t統計量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業粉塵排放量將減少0.2069%。
表4 中部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
42.0185(1.8447**)
89.1652(3.1244*)
-13.5462(-1.6467***)
-32.1750(-3.1544*)
1.6143(1.6440***)
3.9980(3.3162*)
-0.0636(-1.6339***)
-0.1632(-3.4480*)
AR(1)
0.3172(4.1467*)
0.4488(6.0984*)
湖南--LNFDI
-0.0019(-0.0419)
-0.8825
0.0495(0.6818)
-0.8836
山西--LNFDI
-0.0189(-0.3482)
-0.0711
0.0357(0.7816)
-0.8062
吉林--LNFDI
-0.1284(-3.0416*)
0.3904
-0.1267(-3.4817*)
-0.4546
安徽--LNFDI
-0.0772(-1.4121)
-0.3836
-0.0923(-1.5097)
0.1776
黑龍江--LNFDI
-0.2387(-3.8292*)
2.0898
-0.2454(-3.2349*)
1.0407
河南--LNFDI
0.0198(0.3755)
-0.5630
-0.0493(-0.7333)
0.2108
江西--LNFDI
-0.0365(-0.7702)
-1.0183
-0.0689(-1.2353)
-0.1311
湖北--LNFDI
-0.1321(-2.4864*)
0.3379
-0.1383(-2.3095*)
0.7561
R2
0.9486
0.8592
F
155.442
46.2631
D-W
1.9311
2.1184
中部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省FDI對工業煙塵排放量產生負影響，湖南、山西和河南的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2609，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2609個百分點，其次是吉林項目管理論文，再其次是湖北。
中部工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省的FDI對工業粉塵排放量都產生負影響，湖南、山西、河南、江西的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統計量在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.3797，即FDI每增加1個百分點，工業粉塵排放量將減少0.3797個百分點，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）東部和中部地區FDI對工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量影響差異分析
表5 東部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
63.4898(5.0320*)
8.7117(5.0309*)
-17.5778(-4.2654*)
-0.8248(-3.5953*)
1.7727(3.9784*)
-0.0581(-3.6181*)
AR(1)
0.8177(27.0287*)
0.5104(8.6360)
海南--LNFDI
0.2352(1.4884)
-4.4831
4.9656(3.7795*)
-49.2073
河北--LNFDI
0.2510(2.1371**)
-0.2996
0.2615(1.1668)
-0.3946
上海--LNFDI
-0.0111(-0.2948)
0.5235
2.3659(2.0572**)
-26.9802
浙江--LNFDI
0.1614(2.5550**)
-1.0426
-0.0413(-0.2534)
0.9621
遼寧--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
廣東--LNFDI
-0.0459(-0.3341)
1.7425
0.2184(0.6742)
-0.9511
北京--LNFDI
0.05877(1.4172***)
-0.7293
-0.7027(-2.0111**)
10.3680
天津--LNFDI
0.1134(1.4843***)
-1.7596
0.2503(0.4228)
-2.4523
江蘇--LNFDI
0.0285(0.5063)
1.2896
0.3357(0.4981)
-2.2678
福建--LNFDI
0.0139(0.1094)
0.9179
-0.1359(-0.5610)
2.9014
山東--LNFDI
0.0754(0.5823)
1.2289
-0.7350(-3.1354*)
8.6788
R2
0.9988
0.8743
F
7269.704
53.5716
D-W
2.0843
1.8612
東部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，河北和浙江在5%的水平下顯著，北京和天津在10%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。影響最大的河北為0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、廣東的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，但都不顯著。
東部地區工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈遞減型關系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，海南在1%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他省（市）相比回歸結果反差很大，其他省（市）t統計量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響。遼寧在10%的水平下顯著，北京在5%的水平下顯著，山東都在1%的水平下顯著，其他省（市）t統計量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少-0.7650%。
表6 中部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
41.3077(3.8757*)
1991.625(1.8463*)
-11.3227(-2.9668*)
-941.7224(-1.8373**)
1.2302(2.7211*)
166.8861(1.8333**)
-0.0421(-2.3692*)
-13.0867(-1.8269**)
0.3829(1.8173**)
AR(1)
0.4372(6.4688*)
0.5462(7.7679*)
湖南--LNFDI
-0.0192(-0.6301)
-0.1254
0.1453(0.7240)
-3.5711
山西--LNFDI
0.0619(3.2135*)
-0.0267
0.1310(0.7933)
-1.5068
吉林--LNFDI
-0.0386(-2.2811**)
-0.3432
-0.1869(-1.3899)
-2.2181
安徽--LNFDI
0.0208(1.1657)
-0.2012
-1.0940(-3.7083*)
5.2815
黑龍江--LNFDI
-0.1889(-6.3619*)
1.8097
-0.9583(-1.7057***)
4.9852
河南--LNFDI
0.0880(4.0322*)
-0.9111
-0.3186(-1.6994***)
-0.2906
江西--LNFDI
0.0263(1.0920)
0.0630
-0.1247(-0.6319)
-1.8346
湖北--LNFDI
-0.0037(-0.2067)
-0.2943
-0.2196(-0.9938)
-0.5911
R2
0.9988
0.9100
F
7004.577
75.3401
D-W
1.8913
2.1274
中部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，安徽和江西的t統計量不顯著，山西和河南在1%的水平下顯著，影響最大的山西為0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，湖北的t統計量不顯著，湖南、吉林、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2256項目管理論文，即FDI每增加1個百分點，工業固體廢物產生量將減少0.2256個百分點，其次是吉林。
中部工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈四次曲線關系。湖南、山西的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，山西在10%的水平下顯著。吉林、安徽、黑龍江、河南、江西、湖北的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響，河南、江西在5%的水平下顯著，湖北在10%的水平下顯著，吉林、安徽、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-1.4849，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業固體排放量的影響來說，兩省與其他省形成很大反差。
（四）東部和中部地區FDI對工業二氧化硫排放量影響差異分析
表7 東部地區LNSO2模型參數估計結果
LnSO2
變量
參數
固定效應
α
1.7784(10.4264*)
0.2475(7.8184*)
AR(1)
0.3621(5.9372*)
海南--LNFDI
0.3036(4.0824*)
-6.565940
河北--LNFDI
-0.0529(-2.2161**)
1.448053
上海--LNFDI
-0.1001(-3.0210*)
0.746609
浙江--LNFDI
-0.0234(-0.8374)
0.436150
遼寧--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
廣東--LNFDI
0.1235(2.4580*)
-1.469815
北京--LNFDI
-0.2192(-3.0616*)
1.380896
天津--LNFDI
-0.0549(-0.8785)
-0.400097
江蘇--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山東--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
東部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈遞增型關系。海南、廣東、福建的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統計量不顯著。影響最大的海南為0.3036，其次是廣東。河北、上海、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，河北在5%的水平下顯著，上海、北京、江蘇和山東在1%的水平下顯著，浙江、遼寧、天津和福建的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點，其次是山東，再其次是上海。
表8 中部地區LNSO2模型參數估計結果
LNSO2
變量
參數
固定效應
α
49.7283(2.7411*)
-16.4410(-2.5267*)
1.9236(2.4931*)
-0.0729(-2.3995*)
AR(1)
0.4471(6.3202*)
湖南--LNFDI
-0.0502(-1.6367***)
0.5336
山西--LNFDI
-0.0027(-0.0862)
0.3643
吉林--LNFDI
-0.0347(-1.1924)
-0.6959
安徽--LNFDI
-0.0331(-1.0058)
-0.1321
黑龍江--LNFDI
-0.0817(-1.8392**)
-0.0178
河南--LNFDI
0.0577(1.3970)
-0.4663
江西--LNFDI
-0.0021(-0.0525)
-0.5978
湖北--LNFDI
-0.1256(-3.4697*)
1.1308
R2
0.9859
F
591.498
D-W
2.0540
中部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、河南的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，但t統計量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，湖南、安徽、江西在5%的水平下顯著，吉林、黑龍江、湖北在1%的水平下顯著。影響最大的湖北為-0.1255，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點項目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。
從以上回歸結果分析顯示，東部十一省（市）的污染指標與人均地區生產總值大多呈現倒N型關系。相對來說，上海、北京、山東、江蘇、天津和遼寧的FDI是“清潔”的。東部多數省（市）的FDI對工業廢水、工業廢氣、工業粉塵、工業煙塵、工業二氧化硫產生負向影響，而多數省（市）的FDI對工業固體廢物的排放量和工業固體廢物產生量產生正向影響。中部八省的污染指標與人均地區生產總值呈現正U型和倒N型關系，工業固體廢物排放量出現四次曲線關系。中部地區FDI相對較“清潔”的是黑龍江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣、工業固體廢物、工業二氧化硫排放量和工業固體廢物產生量產生負向影響，即有利于環境改善，大部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣產生正影響。
四、結論
東部地區的遼寧、山東的FDI對工業廢水排放量產生顯著的負影響；中部地區只有河南的FDI對工業廢水排放量產生顯著的正影響。東部地區江蘇的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的負影響；中部地區安徽的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的正影響。東部地區的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響。上海、天津的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、浙江、北京天津的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響；中部的地區的吉林、黑龍江的FDI對工業固體產生量產生顯著的負影響，山西的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響。東部地區的遼寧、北京、山東的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響，海南和上海的FDI對工業固體排放量產生顯著的正影響；中部地區的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響，海南、廣東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的正影響；中部地區的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響。東部地區FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進一步研究北京的FDI產業分布，借鑒經驗調整中國FDI的區位和產業分布。東部和中部省（市）的FDI對污染指標的影響存在較大差異，總的來說，東部地區的FDI比中部地區的更清潔，這可能是因為中國的FDI主要集中于東部地區，因而存在有結構效應和規模效應。寬松的環境管制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素，具有一定的“污染避難所”效應特征，但中國并未成為一個世界的“污染避難所”。
參考文獻
[1]Grossman G，Krueger A.Environment Impactsof The North American Free Trade Agreement.NBER， [R] Working Paper，No3914，1991
篇6
一、引言
2010年福建省進出口貿易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。
自2005年7月21日中國人民銀行發表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿行業造成了巨大的沖擊，許多企業本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業雪上加霜，出口企業面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當，也許能夠成為我國貿易結構升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿易結構與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續升值究竟會對福建省的出口貿易結構產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現實意義的角度來看，還是從長遠發展的需要出發，都是值得分析和研究的。
二、相關文獻綜述
匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜
合性價格指標。在經濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿易的平衡與國內經濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經濟往來相互聯系起來，使得世界經濟貿易發展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。
開放經濟條件下，一國的貿易結構取決于經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的產出結構變動，在產出水平受制于貿易競爭力的狀況下，貿易競爭力成為推動貿易結構調整的根本力量，如果匯率變動對經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的貿易競爭力產生了不同的影響，就會帶來貿易結構的變動。目前國內學者對人民幣匯率與進出口貿易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發現江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業更多地依靠技術進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術含量低，高污染、高耗能的企業可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿增長方式從原來的粗放型轉向高質量和高效益的集約型，這會帶來出口結構的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿易收支；而中國貿易結構的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協整檢驗等計量分析方法，發現人民幣匯率與浙江出口貿易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿易結構的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經濟學分析方法，對中國內資企業出口與匯率的關系進行實證分析，得出的主要結論是:實際有效匯率與中國企業內資出口間沒有因果關系， 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內資出口的變動，說明人民幣匯率的變化對內資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協整分析的方法協整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響進行實證研究，結果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿不存在長期協整關系。
以往學者的研究結果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿易流量的關系，匯率變動對貿易結構的影響只是作為附帶結論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結構角度出發，采用協整分析等計量經濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿易結構的影響，進而得出一些有益的結論，具有較強的現實意義。
三、 實證分析
（一）模型的設立
根據一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區和時間不同而有所差異。因此，本文在協整分析時考慮三個重要變量：貿易結構，匯率和FDI，為避免經濟數據時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t為時間，Yt為出口貿易結構，FDIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率，β0為常數項，β1、β2為回歸系數，μt為隨機干擾項。
（二）數據來源及說明
1.本文采用的數據是年度數據，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業制成品和FDI均來自《福建統計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統計。
2.本文研究的是狹義的貿易結構，即出口貿易的商品結構論文服務。按照國際貿易標準分類和附加值的高低，出口商品的構成可以分為兩個大類，即初級產品和工業制成品。相比初級產品而言，工業制成品附加值高協整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿增長方式和國內產業結構多以工業制成品的出口為主。因此本文取我省工業制成品在總出口中的比重衡量貿易結構。
根據《聯合國國際貿易標準分類》劃分，貿易結構有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產品(SITC5)，輕紡產品、橡膠制品、礦冶產品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯合國貿易與發展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業制成品歸入勞動密集型產品，將SITC中第5類化學品及有關產品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術密集型產品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產品，第5，7類定義為資本與技術密集型產品。
3.按匯率是否經過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數來研究匯率變動對出口貿易結構的影響。
（三）平穩性檢驗
由于實際匯率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口貿易結構（lnY）為時間序列，為了對時間序列數據進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結果如下：
表1ADF檢驗結果
變量
檢驗模型類型
ADF統計量
ADF臨界值
是否平穩
C
t
p
AIC
SC
1%
5%
10%
lnY
原值
-2.62
-2.52
-4.44
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnFDI
原值
1.87
1.97
-1.43 **
-3.72
-2.99
-2.63
否
一階差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
-2.99
-2.63
是
注：檢驗形式(C協整檢驗，T，P)分別表示單位根檢驗方程包含常數項、時間趨勢項和滯后階數；**表示在三個臨界值的顯著性水平上不能拒絕非平穩假設。
（四）協整檢驗
在現實生活中我們會發現，雖然有一些經濟變量本身是非平穩序列，但它們的線性組合卻可能是平穩序列，這種線性組合反映了它們之間具有非常密切的長期均衡關系，稱為協整關系。根據Engle和Granger在1987年提出的協整理論，檢驗因變量和解釋變量之間是否存在協整關系主要是檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。
使用Eviews5.0軟件對模型回歸估計，得到
lnYt=-0.480226+0.098838*lnFDIt -0.214771*lnREERt +
（-0.631779） （5.733194） （-1.596416）
R2 =0.73299對殘差= lnYt+0.480226-0.098838*lnFDIt+0.214771*InREERt 進行單位根檢驗，結果如下：
ADF統計值
-3.740000
1%臨界值
-2.66072
5%臨界值
-1.95502
10%臨界值
-1.60907
檢驗結果顯示，殘差序列拒絕原假設，序列不存在單位根，因此可以確定序列是平穩序列，lnYt與lnFDIt、lnREERt之間存在協整關系，即福建省出口貿易結構與FDI、人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關系。
四、結論與政策建議
本文以1985年至2010年的年度數據作為樣本區間．實證研究了人民幣匯率和FDI對福建省出口貿易結構的影響。結果表明：首先，人民幣匯率與福建出口貿易結構為負向關系。人民幣實際匯率每升值1％，以工業制成品衡量的出口商品結構(1nY) 下降約0．21％；由于出口匯率彈性的差異，匯率升值對初級產品的影響可能會大于對工業制成品的影響，這種對于不同類型產品的差異性的“匯率壓力”長期影響可能將改變一國的貿易結構。其次，FDI流入對福建貿易結構升級有正向推動作用。我們了解到，FDI流入每增加1%，貿易結構升級約0.098%；可見外商直接投資的增加對貿易結構升級具有促進作用，且其技術外溢、加快資本積累等作用主要體現在資本技術密集型產品的生產上論文服務。
目前福建省經濟保持較高的增長速度，但主要是建立在高資源能耗的基礎上，整體看來福建省工業過多集中于低端產業，資源使用效率不高，長此以往我省資源利用過度會使得貿易條件不斷惡化。因此，貿易結構升級對我省的經濟發展具有重大的意義。
可以預見的是，在未來的幾年里，隨著人民幣匯率進一步的趨勢性升值，我省出口必然會受到比較大的影響，出口產品競爭力受到嚴峻挑戰。雖然出口企業將面臨巨大的壓力， 但也得到了一個進行貿易結構、產業結構調整升級的一個絕好機會。這種壓力將迫使企業進一步提高產品質量，進行技術革新，提高生產效率協整檢驗，降低生產成本，轉移一些原來僅憑低廉勞動力成本獲取競爭力的產業，放棄一些能耗高、污染大的低端產業，引進技術先進、附加值高、能源消耗少的高端產業。
為促進福建省出口貿易發展和出口貿易結構調整的順利實現，本文建議在制定相關政策時應考慮以下三點：
1.目前，在金融危機尚未完全復蘇的背景下，穩定人民幣匯率對出口恢復具有重要意義。人民幣匯率升值不利于出口的恢復，因此，短期內維持人民幣匯率穩定有助于外貿穩定。但在制定中長期匯率政策時，要逐步適當放寬人民幣匯率浮動的管理幅度，更多地發揮匯率對市場供求的調節、導向作用。
2.由于外商直接投資能夠促進出口貿易商品結構優化和產業結構升級，因此，政府應該繼續加大力度吸引外商直接投資。招商引資的重點應該是能夠促進福建省經濟增長方式轉變的、技術含量高的項目，特別是符合福建省產業政策的、能夠形成產業集聚效應的項目，從而提高福建省的產業競爭力。
3.在產業變革轉型時期，政府應該做好引導工作，提供相應的政策制度環境，支持引導企業大力發展高附加值的資本技術密集型產業，引進先進的生產設備與技術，利用好人民幣匯率升值為資本技術密集型產業創造的良好發展機會，轉變經濟發展方式。
注釋：
①《福建統計年鑒》
②《中國統計年鑒》
參考文獻
[1]劉傳哲，陳寒凝，賈彥利.實際匯率對江蘇省出口貿易結構的影響分析[J].中國礦業大學學報，2004(3).
[2]沈丹紅，壽志敏.人民幣升值對我國出口貿易結構的影響陰[J].商場現代化，2007(10) .
[3]馬丹，許少強.中國貿易收支、貿易結構與人民幣實際有效匯率[J].數量經濟技術經濟研究，2005(6).
[4]郭晶，洪詩茜，應匯康.人民幣匯率變動對浙江出口貿易結構的影響[J].浙江金融，2010(2).
[5]歐元明，王少平.匯率與中國對外出口關系的實證研究[J].國際貿易問題，2005(9).
篇7
壓力管道的作業一般都在室外，敷設方式有架空、沿地、埋地，甚至經常是高空作業，環境條件較差，質量控制要求較高。由于質量控制環節是環環相扣，有機結合，一個環節稍有疏忽，導致的都是質量問題。根據壓力管道的施工要求，必須在人員、焊接、材料、過程檢驗等方面強化管理，有針對性地采取各種技術措施，才能保證壓力管道的安裝質量得到有效的控制。下面就有關方面進行分析闡述。
一、人員素質
對壓力管道焊接而言，最主要的人員是焊接責任工程師，其次是質檢員、探傷人員及焊工。
1、焊接責任工程師是管道焊接質量的重要負責人，主要負責一系列焊接技術文件的編制及審核簽發。畢業論文，安裝。如焊接性試驗、焊接工藝評定及其報告、焊接方案以及焊接作業指導書等。因此，焊接責任工程師應具有較為豐富的專業知識和實踐經驗、較強的責任心和敬業精神。經常深入現場，及時掌握管道焊接的第一手資料；監督焊工遵守焊接工藝紀律的自覺性；協助工程負責人共同把好管道焊接的質量關；對質檢員和探傷員的檢驗工作予以支持和指導，對焊條的保管、烘烤及發放等進行指導和監督。
2、質檢員和探傷人員都是直接進行焊縫質量檢驗的人員，他們的每一項檢驗數據對評定焊接質量的優劣都有舉足輕重的作用。因此質檢員和探傷員首先必須經上級主管部門培訓考核取得相應的資格證書，持證上崗，并應熟悉相關的標準、規程規范。還應具有良好的職業道德，秉公執法，嚴格把握檢驗的標準和尺度，不允許感情用事、弄虛作假。這樣才能保證其檢驗結果的真實性、準確性與權威性，從而保證管道焊接質量的真實性與可靠性。
3、焊工是焊接工藝的執行者，也是管道焊接的操作者，因此，凡是從事壓力管道焊接的焊工、必須按照現行《鍋爐壓力容器焊工考試規則》、《現場設備工業管道焊接工程施工及驗收規范》的規定進行考試，考試合格后，方可從事相應的焊接施工。
二、焊接
焊接是壓力管道安裝施工的關鍵過程和主要過程, 控制好焊接質量是預防產生不合格產品的重要措施。壓力管道的焊接應從以下幾個方面加強管理。
1、焊接工藝評定及施焊工藝：焊接技術人員應依據設計圖紙，有關施工規范及現行標準，根據焊接工藝評定并結合施工現場的實際條件制定切實可行的焊接工藝指導書。施工前對焊工和管工進行技術交底，內容包括焊接材料、工藝參數、焊前預熱、層間、后熱、熱處理的溫度和時間、對焊接材料的保管、使用以及無損檢測等各項要求。
2、坡口加工及清理：現場條件允許的情況下，應盡量采用等離子弧、氧乙炔等熱加工方法。坡口加工完成后，必須除去坡口表明的氧化皮、油污、熔渣及影響接頭質量的表面層，清除范圍為坡口及其兩側母材不少于20毫米區域，并應將凹凸不平處打磨平整。畢業論文，安裝。
3、定位/組對：管接頭組對應在確認坡口加工、清理質量后進行。管接頭的組對定位焊是保證焊接質量、促使管接頭背面成形良好的關鍵，如果坡口形式、組對間隙、鈍邊大小不合適，易造成內凹、焊瘤、未焊透等缺陷。組對間隙應均勻，定位時應保證接管的內壁平齊、內壁錯邊量不超過管壁厚度的10%，且不應大于15毫米。如壁厚不一致，應按規定進行修磨過渡。若焊接定位板時應在焊管板角焊縫的同一方向。管件組對時應墊置牢固，并應采取措施防止焊接過程產生變形。定位焊時，應采用與根部焊道相同的焊接材料和焊接工藝，并由合格焊工施焊。
4、環境因素是制約焊接質量的重要因素之一,施焊環境應符合以下幾方面條件：首先，焊接的環境溫度應能保證焊件焊接所需的足夠溫度和使焊工技能不受影響。當施工的環境溫度低于施焊材料的最低允許溫度時就應該根據焊接工藝評定提出預熱要求來操作。另外,在實際焊接時的風速不應超過所選用焊接方法的相應規定值。當風速超過規定值時應備有防風設施才可安排施工。最后，如果焊件表面潮濕(例如下雨),焊工及焊件無保護措施或采取措施仍達不到要求時應停止施工作業。
三、材料管理
要提高壓力管道工程的質量,首先必須從源頭抓起,在材料采購、驗收環節把好關。
1、工程質量創優，材料質量是基礎。采購材料時，必須要求供方提品樣本及出廠合格證，按規范要求進行檢查驗收、抽樣試驗，對特殊材料必須送到檢測中心進行試驗，合格后方可使用。凡進場的材料質量不合格者，一概拒絕驗收。壓力管道安裝過程使用的焊料、管道材料以及其他消耗材料都必須確保符合設計圖紙的要求,如材料變更或代用,必須取得原設計單位的同意并辦理相關手續。
2、經檢驗合格的材料，現場材料員負責進行入庫并對其登記上賬。畢業論文，安裝。有時現場某些材料規格很大，無法在庫房存放，故應該選合適的露天場地存放，并做好防護工作。畢業論文，安裝。畢業論文，安裝。需要進庫房存放的材料必須入庫妥善保管，以防丟失和損壞。材料發放時，一定要核對材料的工程項目、規格、型號、材料和數量，以防有錯。現場使用的焊條必須烘干，操作人員用保溫桶領用，以防返潮。每一只桶內只能領用同一牌號的焊條，以防錯用，且一次最多不能超過5公斤，在桶內存放時間不應超過四小時，否則必須進行重新烘干。焊絲一次領用數量不得超過最小包裝，使用前應檢查表面的銹蝕、油污等雜質是否清理干凈。氬弧焊所用氬氣純度應不低于99.9%，且含水量不大于50ml/m3。
四、過程檢驗
壓力管道安裝時常因過程控制不力,導致施工質量不理想,因此對于壓力管道施工質量的控制可以從以下幾方面來進行。
(1)加強外觀檢驗,外觀檢驗主要包括檢查管道的表面及焊縫是否有裂紋等缺陷,外觀檢驗還包括壓力管道組成件和支承件以及在壓力管道施工過程中的檢驗。這些檢驗都為壓力管道質量事故提出了預防的方法,使得事故及時發現并及時解決。畢業論文，安裝。
(2)加強無損檢測,加強無損檢測主要包括加強焊縫表面和焊縫內部等方面的無損檢測,無損檢測主要是用于檢測壓力管道的表面及內部質量。另外,還需要加強硬度測定,對有熱處理要求的壓力管道焊縫,還應該測量焊縫及熱影響區的硬度值是否符合設計要求中有關項的標準規定。
五、結束語
以上是我們在多年從事壓力管道安裝工程質量體系管理工作中探索和總結出來的,希望能為從事壓力管道工程項目施工的管理人員提供一些參考,盡快提高壓力管道工程項目的管理水平,促進壓力管道管理的體系化、規范化進程。
參考文獻
1、工業金屬管道工程施工及驗收規范（GB50235-97）；
2、張西庚.壓力管道安裝質量保證指南.2002.9；
3、田金柱.壓力管道施工焊接質量控制[J].管道技術與設備,2008(3):46～47；
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中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）07-0178-02
引言
進入“十二五”時期，宜賓市面臨新的發展形勢：經濟社會發展處于重要戰略機遇期，但經濟發展方式轉變任務更為緊迫。一方面，資源環境的承載能力對經濟增長的約束越來越明顯，加快轉變經濟發展方式變得日益緊迫；另一方面，區域發展格局面臨深刻調整，充分發揮區域比較優勢，進一步優化資源配置，發展特色經濟，加大區域分工與協作，促進區域協調發展、一體化發展、互利共贏將成為中國“十二五”期間區域發展主基調。“十二五”時期，宜賓市經濟社會發展機遇和挑戰交織，但總體上機遇大于挑戰，仍處于加快發展的戰略機遇期，而且也具備加快發展的基礎和條件。
本文將就宜賓市經濟承載力問題進行研究，就經濟承載力進行探討，本文承載力概念囊括了傳統承載力，綜合考慮環境、資源、人口等因素，運用綜合評價方法研究四川宜賓市的經濟承載力狀況。本文研究可以為有關部門進行科學決策、宏觀管理和政策分析提供技術支撐，為經濟可持續發展實施提供可操作的建設性方案，具有一定的實踐意義。
一、綜合評價理論
（一）經濟承載能力基本理論
經濟承載能力是一個綜合性概念，是包含人口、資源、環境與經濟等因素共同作用的綜合體現，是四個方面的有機組合及其動態合力的結果。人口、資源、環境與經濟對經濟承載能力的最終影響既不是孤立的，也不是單向的，各系統之間是互相影響、相互作用的，它們之間存在“短板效應”，當某個系統達到承載極限時，其他系統的支撐作用就會驟然下降。此時承載能力水平就會遵循短邊原則，即單一某系統的突出表現并不會導致整個系統的更好的發展，經濟承載能力受條件最差的系統制約和影響。
（二）綜合評價方法
綜合評價方法是把多個描述被評價事物不同方面且量綱不同的指標，轉化無量綱的相對評價值，并綜合這些評價值以得出對該事物一個整體評價的方法系。在多指標綜合評價系統中，不同的評價指標往往具有不同的量綱和量綱單位，這樣，各指標之間存在著不可公度性。要想將它們納入統一的評價體系，應首先將評價指標進行標準化處理，將指標實際值轉化為指標評價值。
二、宜賓市經濟承載力評價與分析
（一）指標的建立
筆者將評價經濟承載力指標進行分層，目標層為單一目標即經濟承載能力評價指標；子系統包括人口系統、資源系統、環境系統、經濟系統4個分項指標。
（二）指標的賦權
層次分析法的需要值得注意的是進行一致性檢驗，以判斷判斷矩陣設置是否合理，本文判斷矩陣經MEC軟件計算驗證發現每個判斷矩陣都通過一致性檢驗。
（三）承載力指數的計算
在上面得到的權重矩陣基礎之上，利用承載力（I）=∑（指標數值x*指標權數w）公式，選用宜賓市2010統計年鑒數據和宜賓市第六次人口普查數據，我們計算得到2006—2010年宜賓市經濟承載力指數（見表1）：
三、提升宜賓市經濟承載能力的政策建議
人口方面，堅持計劃生育的基本國策，控制地區內人口的增長速度，消除人口過快增長對經濟發展帶來的負面影響；合理規劃宜賓市的城鄉結構，加大城市容納人口的能力，改進農村落后的生產方式，進而縮小城鄉收入差距；提高宜賓市人口健康素質，完善新型農村合作醫療管理體制，擴大基本醫療保險覆蓋范圍。
資源方面，控制資源的開采，提高資源的利用效率，如節約用地，大力推進土地整合，適度開發石油天然氣和煤炭等化石資源開發要堅持可持續發展的方針；加大可再生資源的重復利用。
環境方面，要從細節做起，可以監測單位GDP能耗，控制能源消耗；加大對環保產業扶持，爭取環保技術早日轉化為經濟成果；做好重點生態環境和旅游勝地的保護工作，如蜀南竹海、石海侗鄉、長江上游的國家級自然保護區等等。
經濟方面，整合經濟資源，建設內生性的經濟增長機制十分必要，宜賓市需堅持工業化道路，堅持以信息化帶動工業化。一方面繼續發展傳統工業，如五糧液等，另一方面鼓勵應用高新技術改造提升傳統產業，引導企業通過自主創新掌握更多的核心技術、關鍵技術，促進工業結構升級；擴大對外開放，保持宜賓市出口穩定增長；支持具備條件的企業走出去，設立生產和研發基地，購并高新技術企業和研發機構；大力發展第三產業，繼續大力發展旅游業，打造以蜀南竹海、石海洞鄉等“蜀南四絕”旅游勝地。與旅游產業相配套的飲食、娛樂、賓館等產業也需要大力發展，建設宜賓特色的旅游、飲食、娛樂、住宿一條龍產業鏈。
參考文獻：
[1] 郭志偉.經濟承載力研究——理論、方法與實踐[D].大連：東北財經大學博士論文，2009：6.
[2] 陳靜.社會、經濟、資源、環境協調發展的建模與評價[D].天津：河北工業大學碩士論文，2002：12.
[3] 萬鐵軍.德陽市人口承載力及適度人口研究[D].成都：四川師范大學碩士論文，2010：4.
[4] 趙玲.黑河流域人口承載力預測分析研究[D].蘭州：蘭州大學博士論文，2010：4.
[5] 徐其軍.江蘇省環境承載力評價研究[D].南京：南京農業大學碩士論文，2008：6.
[6] 朱宇兵.基于區域環境承載力的廣西北部灣經濟區重化工業發展思路[J].廣西社會科學，2009，（8）.
[7] 施海燕.區域經濟承載力評價研究[J].新西部，2008，（8）.
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中圖分類號：TS20-4 文獻標識碼：A 文章編號：1674-7712 （2013） 02-0200-01
河南工業大學糧油食品類專業具有鮮明的專業特色和行業優勢，學校始終將特色專業建設與提升放在首位。為支持河南省加快建設中原經濟區，鞏固提升農業基礎地位，保障國家糧食安全，發展主食工業化，河南工業大學糧油食品特色專業的人才培養質量工作面臨新的挑戰，即培養面向國家和社會需要的創新型、工程應用型人才。為了滿足食品工業發展對人才的需求，培養新形勢下的應用型人才，使學生的專業技能和實踐能力大大提高，我們以提高糧油食品類專業工程能力為目的而對實踐教學進行了改革和探索。
一、實驗教學的改進和完善
傳統的實驗教學屬于灌輸式教育，沿用傳統“授人以魚”的方法，由教師在黑板上寫出實驗目的、原理、方法和步驟等進行講解，學生按照教師的思路按部就班、機械地完成操作，不去思考研究實驗構思、實驗配方的改進和實驗工藝流程、操作條件的確定。這種教學形式僵化，學生雖然參與了實驗教學活動，但只是生搬硬套，為結果而進行所謂的強化訓練，實質上是處于被動接受的狀態，缺乏學習的主動性和積極性，沒有創新意識和創新精神，對培養學生的實踐能力、觀察和思維能力、分析和解決問題能力等方面都受到很大限制。
針對以上問題，我們從實驗內容上進行了改革，將單一的驗證性實驗改為基礎性實驗、設計性實驗和綜合性實驗等， 力求達到實驗內容的多樣性、綜合性、設計性、可選擇性，不僅豐富了實驗內容， 還有利于培養學生的實踐能力，激發學生的思維活動，提高學生探索新問題的興趣、認識事物的綜合能力以及研究問題的能力，真正對學生的科研能力和綜合素質起到了很好的鍛煉作用。改革后的實驗教學無論是基礎實驗還是綜合實驗在教學模式上都不同于以往，改變了只進行呆板的實驗教學操作的傳統模式。基礎性實驗中，注重實驗過程， 淡化實驗結果。同一實驗內容給不同小組安排不同的原料、配方和工藝參數，使學生在一個單元時間內可以接觸到更多的信息。根據學生的操作情況和學生提問進行指點和答疑，向學生說明該實驗適用于的科研和工程實踐，培養學生的科研思維和工程意識，引導學習的遷移。
以強化學生動手能力、提高學生綜合素質為目的，充分以學生為主體，開設綜合性和設計性實驗。由5-6個人組成一組，在教師指定的范圍內自選課題，通過查閱資料自行完成實驗方案制定，并從實驗原料準備到產品的生產、品嘗、檢測，均由學生自主完成，教師及時對學生遇到的問題進行啟發和提出建議。學生在完成一個產品的設計、研發、生產全過程的同時，不僅提高了實驗水平，還親自制作出了美味的食品，真正感受到了從事食品加工的樂趣，大大激發了學生學習食品專業的信心，對培養學生的思維能力、動手能力和主動性具有重要意義。
二、生產實習的改革與創新
生產實習是糧油食品類專業實踐教學的中心環節，是鍛煉學生實際工作能力、培養應用型人才的根本保證。為此，我們從時間、地點、內容、教學手段和方式等方面對生產實習環節進行了改革和創新，主要體現在：一是實習周期的延長，為學生深入工廠、熟悉和掌握所學專業知識提供了充足的時間；二是實習地點和內容更加多樣化，根據理論課程學習及專業發展的需求，安排學生先后到不同加工廠進行實習，安排教學一線的骨干教師隨隊駐地指導，將學生課堂所學的全部理論知識在實踐生產中進行全面強化；三是實踐教學方式轉變，從觀摩轉變為現場教學，從靜態教學轉變為動態教學，從講授式授課轉變為啟發、探究式教學。另外，與多家現代化食品企業和科研機構合作并簽訂實習基地協議，進行校外實習基地模式的改革與創新，走教學、科研、生產相結合的道路，實現高校教學與企業生產的結合，加快高校科技成果的轉化。在實習基地配備了學生實習專用教室，并通過與企業聯合培養人才的模式，聘請了生產管理經驗豐富的多位企業導師，指導學生實習，部分企業承諾實習期間為學生安排如篩理設備檢修，提高學生對設備的認識。
通過生產實習環節的改革，用企業的工程環境，切實提高了實踐環節的教學質量，確保了實踐教學的效果，直接培養學生的工程能力，對于促進創新型人才的培養十分有益。
三、畢業設計（論文）的加強和提高
畢業設計（論文）是總結性實踐教學環節，是對學生在校期間所學知識的簡要回顧和總結，也是檢驗學生工程設計能力的重要手段，能使學生綜合應用所學的各種理論知識和技能，對其能力的培養和提高有著重要的影響。工科專業特別是特色專業畢業設計（論文）指導思想必須大力倡導培養大學生的實踐能力，使畢業設計（論文）與生產實際相結合，克服傳統工科教育“理論脫離實際”的弊端。針對以往的畢業設計（論文）實踐教學中專業特色強化不足與工程實踐能力有待提高等問題，構建了以提高畢業生工程實踐能力、培養卓越工程師為目標的畢業設計（論文）的產學結合模式，重點進行校企結合畢業設計（論文）的模式研究與實踐：以學校教師為主的校企模式探討和以企業為主、學校教師結合模式探討和研究。以學校教師為主的校企模式主要探討在教師指導下結合企業技術創新實際而進行的畢業設計（論文）模式創新；以企業為主、學校教師結合模式主要研究以企業急需技術創新為目的、現場解決企業技術難題的畢業設計（論文）模式。通過在畢業設計（論文）過程中實施該模式，不斷創新和改革實踐教學體系，有效增強了學生的工程實踐能力和科技創新能力。
四、小結
通過對實驗教學內容進行改進和完善，對生產實習進行改革和創新，對畢業設計（論文）進行加強和提高，有助于提高糧油食品類專業工程能力，培養滿足社會需求的高素質應用型人才。
參考文獻：
篇10
中圖分類號：F12 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）31-0003-02
一、SAS方程擬合
（一）模型建立
論文采用對數模型：lnY=β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+μ
其中，Y代表各城市PM2.5的數值，X1代表城市面積，X2代表城市人口數，X3代表機動車輛的數量，X4代表城市工業增加值，μ代表常數。
通過查閱搜集了各城市2013年的因變量PM2.5以及四個解釋變量的原始數據。考慮到有些數值太大不便于后文的分析，則以紹興數據為基準，定量100，由比例得其余各城市的數據相對值。北京采用車輛限行，取相對值的五分之一。原始數據和標準化數據匯總得到表1：
（二）方程擬合與計量經濟學檢驗
用SAS軟件進行方程擬合，擬合結果如下：
lnY=-0.11722lnX1-0.03136lnX2+0.23685lnX3+0.08010lnX4+3.42667
（0.0079） （0.5714） （0.0028） （0.0613） （<0.0001）
F=240.45，R2=0.9948，R2=0.9907
其中，變量X1前的系數β1的估計值為-0.11722，其對應概率為0.0079，小于顯著性水平0.05，說明β1與0有顯著性差異。而β2與0沒有顯著性差異，β3、β4、μ和0有顯著性差異。考慮剔除系數與0差異化最小的X2，用X1、X3和X4重新擬合方程，得結果如下：
lnY=-0.11668lnX1+0.22010lnX3+0.06948lnX4+3.39109
（0.0041） （0.0004） （0.0410） （<0.0001）
F=358.36，R2=0.9945，R2=0.9917
采用拉格朗日乘數檢驗，得到擬合模型的最終結果：
lnY=-0.11668lnX1+0.22010lnX3+0.06948lnX4+3.39109
由結果可知，PM2.5主要由城市面積大小、機動車數量和工業增加值決定。
二、正交試驗設計分析
（一）直觀分析
選取上頁表1中PM2.5最低的兩個城市和作為標準的城市，把這三個城市的數據作為因素的水平，用L9（3*4）正交表處理，數據表格如下：
表2 實驗數據表
因素X1，均值和極差為：k1=39.81，k2=40.67，k3=42.84，極差=k3-k1=3.03
因素X3，均值和極差為：k1=31.69，k2=32.73，k3=54.45，極差=k3-k1=22.76
因素X4，均值和極差為：k1=33.68，k2=40.33，k3=44.88，極差=k3-k1=11.20
極差最大的那一列是要考慮的主要因素。直觀分析可知，因素X3的極差最大，也就是說造成三個城市間PM2.5出現差異的最主要因素是機動車輛數量。
（二）方差分析
1.各因素離差平方和
各因素離差的平方和反映了因素水平變化時所引起的試驗結果的差異。
QX1=14 184.82，QX3=15 120.93，QX4=14 325.20
P==14 134.83
SX1=QX1-P=49.99，SX3=QX3-P=986.10，SX4=QX4-P=190.37
2.總離差平方和：QT=x2k=15 364.3091，ST=QT-P=1 299.47
3.實驗誤差的離差平方和：SE=ST-SX1-SX3-SX4=1.01
4.自由度：fX1=fX3=fX4=3-1=2，f總=9-1=8，fE=f總-fX1-fX3-fX4=2
5.均方值MS：MSX1==24.995，MSX3=493.050，MSX4=95.185，MSE=0.505
6.F值：FX1==49.49505，FX3==976.3366，FX4==188.4851
三個因素的F值都大于臨界值F0.05（2，2）=19.000，說明三個因素對PM2.5都有顯著影響，又因為976.3366最大，所以城市機動車數量對PM2.5的影響最大。使得PM2.5達到最小值的最優組合是X11X31X41，也就是拉薩的數據。
三、結論
論文主要講述了PM2.5的一種分析方法，通過分析PM2.5的來源、尋找數據、擬合分析方程，最終得到結果，給如何減少PM2.5提供理論上的依據。
從論文的最終結果來看，對PM2.5影響最大的是城市的機動車數量，其次是城市的工業增加值的影響，最后是城市面積大小對PM2.5的影響。考慮到城市面積和另外兩個因素相比影響較小，以及社會成本問題，應優先處理前兩個因素。
參考文獻：
[1] 李子奈.計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2000：107-144.
[2] 陳魁.試驗設計與分析[M].北京：清華大學出版社，1995：31-35.
[3] 中國國家統計年鑒[K].
[4] 劉峰，喬靜然，李飛.部分線性單指標模型的序列相關性檢驗[J].重慶大學學報，2012，（3）：20-22.
[5] 龐善起.正交表的構造方法及其應用[M].成都：電子科技大學出版社，2004：34-40.
[6] Cook R D，Reid N .Parameter ortrhogomality and approximate in regression.Ann-Statistic，1987，（49），15-39.
Statistical Analysis of the PM2.5
GUO Kang，MENG Xian-yun
