導(dǎo)言：作為寫作愛好者，不可錯(cuò)過為您精心挑選的10篇工業(yè)分析檢驗(yàn)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(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

專業(yè)

考核課程

報(bào)名時(shí)間

報(bào)名方式

考核時(shí)間

實(shí)施單位

報(bào)名聯(lián)系電話

通信信息管理（專）

所有實(shí)驗(yàn)

2018年3月

電話或到學(xué)校自考辦

（電子科技大學(xué)繼續(xù)教育學(xué)院406室，成都市一環(huán)路東一段240號）

2018年5月上旬

電子科技大學(xué)

自考辦

028-83202390

uestcedu.com/

電子技術(shù)（專）

所有實(shí)驗(yàn)

計(jì)算機(jī)及應(yīng)用（專）

所有實(shí)驗(yàn)

機(jī)電一體化工程（專）

所有實(shí)驗(yàn)

計(jì)算機(jī)信息管理（專）

所有實(shí)驗(yàn)

機(jī)電一體化工程（本）

所有實(shí)驗(yàn)

計(jì)算機(jī)及應(yīng)用（本）

所有實(shí)驗(yàn)

計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)（本）

所有實(shí)驗(yàn)

計(jì)算機(jī)信息管理（本）

所有實(shí)驗(yàn)

工業(yè)工程（本）

所有實(shí)驗(yàn)

機(jī)電一體化工程（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

2017年12月

2018年3月中上旬

工業(yè)工程（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

計(jì)算機(jī)及應(yīng)用（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

計(jì)算機(jī)信息管理（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

房屋建筑工程（專）

所有實(shí)踐課程

2017年12月上、中旬

到學(xué)校自考辦（西南交通大學(xué)遠(yuǎn)程與繼續(xù)教育學(xué)院5408房間）

2018年3月中旬

西南交通大學(xué)自考辦

028-87600449

建筑工程（本）

所有實(shí)踐課程

環(huán)境藝術(shù)設(shè)計(jì)（本）

所有技術(shù)法考試

工程造價(jià)管理（本）

所有實(shí)踐課程

物流管理（本）

所有實(shí)踐課程

工程造價(jià)管理（專）

所有實(shí)踐課程

環(huán)境藝術(shù)設(shè)計(jì)（本）

畢業(yè)論文

2017年12月上、中旬

2018年3月下旬

建筑工程（本）

畢業(yè)論文

文化產(chǎn)業(yè)（本）

畢業(yè)論文

工程造價(jià)管理（本）

畢業(yè)論文

2017年12月上、中旬

到學(xué)校自考辦（西南交通大學(xué)遠(yuǎn)程與繼續(xù)教育學(xué)院5408房間）

2018年3月下旬

西南交通大學(xué)自考辦

028-87600449

物流管理（本）

畢業(yè)論文

電子商務(wù)（本）

畢業(yè)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(wǎng)上報(bào)考

2018年4月21日

西華師大自考辦

內(nèi)江師院自考辦

四川大學(xué)自考辦

西科大自考辦

sc.51100.net

028-82009200

國際貿(mào)易（本）

畢業(yè)論文

2017年12月1日至12月15日

2018年3月下旬

四川大學(xué)

自考辦

51100.net

028-85412537

聯(lián)系人：邱老師

法律（本）

畢業(yè)論文

公共事業(yè)管理（本）

畢業(yè)論文

行政管理（本）

畢業(yè)論文

英語（本）

畢業(yè)論文

新聞學(xué)（本）

畢業(yè)論文

旅游管理（本）

畢業(yè)論文

對外漢語（本）

畢業(yè)論文

中英合作商務(wù)管理（本）

畢業(yè)論文

中英合作金融管理（本）

畢業(yè)論文

美術(shù)教育（專）

實(shí)踐課程

2018年6月

電話報(bào)名

2018年7月

護(hù)理學(xué)（專）

1、生化實(shí)驗(yàn)2、病理實(shí)驗(yàn)3、藥理實(shí)驗(yàn)4、臨床實(shí)習(xí)5、生理實(shí)驗(yàn)

2017年12月

網(wǎng)上報(bào)考

2018年3月至6月

人力資源管理（本）

畢業(yè)論文

2017年12月1日至12月15日

2018年3月下旬

漢語言文學(xué)（本）

畢業(yè)論文

2017年11月

網(wǎng)上報(bào)考

2018年3月

四川師范大學(xué)自考辦

crjy.sicnu.edu.cn

028-84760759

數(shù)學(xué)教育（本）

畢業(yè)論文

漢語言文學(xué)教育（本）

畢業(yè)論文

物業(yè)管理（本）

畢業(yè)論文

應(yīng)用化學(xué)（本）

畢業(yè)論文

學(xué)前教育（本）

畢業(yè)論文

社會工作與管理（本）

畢業(yè)論文

應(yīng)用化學(xué)（本）

微生物學(xué)與微生物學(xué)檢驗(yàn)

環(huán)境影響與評價(jià)

有機(jī)化學(xué)（二）

信器分析（一）

2018年3月9日

現(xiàn)場報(bào)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(xué)自考辦

028-84760802

應(yīng)用化學(xué)（專）

微生物學(xué)

無機(jī)化學(xué)（二）

分析儀器結(jié)構(gòu)與維護(hù)

工業(yè)分析

食品理化檢驗(yàn)

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(yè)管理（本）

物業(yè)管理與實(shí)務(wù)（實(shí)踐）

2018年3月10日上午

028-84760255

學(xué)前教育（專）

幼兒教師實(shí)習(xí)指導(dǎo)（實(shí)踐）

028-84760713

學(xué)前教育（本）

幼兒教師教研指導(dǎo)（實(shí)踐）

教育管理（本）

畢業(yè)論文

2017年12月30日之前

網(wǎng)上查詢細(xì)則，材料郵寄學(xué)校自考辦報(bào)名

2018年3月

成都師范學(xué)院自考辦

028-66054321

cdnu.edu.cn

會計(jì)（本）

畢業(yè)論文

2017年11月14日至11月24日

網(wǎng)上報(bào)名

Swufe-online.com

2018年3月24日

西南財(cái)經(jīng)大學(xué)自考辦

028-87352955

聯(lián)系人：尹曉瑾

金融（本）

畢業(yè)論文

工商企業(yè)管理（本）

畢業(yè)論文

財(cái)稅（本）

畢業(yè)論文

市場營銷（本）

畢業(yè)論文

經(jīng)濟(jì)學(xué)（本）

畢業(yè)論文

營養(yǎng)食品與健康（本）

1、所有實(shí)驗(yàn)

2、畢業(yè)論文

2017年12月1日至2018年1月15日

電話或到學(xué)校自考辦報(bào)名，四川理工學(xué)院繼續(xù)教育學(xué)院：四川理工學(xué)院匯北校區(qū)食堂4樓408辦公室

2018年3月中下旬

四川理工學(xué)院自考辦

0813-5505572

聯(lián)系人：張老師

電子商務(wù)（專）

1、課程考核

2、課程設(shè)計(jì)

2017年12月

到學(xué)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(xué)自考辦

028-87077790

聯(lián)系人：梁老師

小學(xué)教育（本）

畢業(yè)論文

2017年12月

電話或到學(xué)校自考辦

2018年3月

西華師范大學(xué)自考辦

0817-2314317

13219131715姚老師

體育教育（本）

畢業(yè)論文

2018年1月4日至10日（法定假日除外）

電話或到學(xué)校自考辦（成都體育學(xué)院繼續(xù)教育處306室）

2018年3月14日報(bào)到，3月15日考核

成都體育學(xué)院自考辦

028-85050130

數(shù)字媒體藝術(shù)（本）

所有實(shí)踐課程、畢業(yè)設(shè)計(jì)（開題、答辯）

2017年12月4日至2018年1月15日

信函或到學(xué)校自考辦

2018年3月下旬

西南科技大學(xué)自考辦

0816-6089268

zk.swust.net.cn/

信息管理與服務(wù)（本）

機(jī)械制造與自動化（本）

電子信息技術(shù)（本）

建筑經(jīng)濟(jì)管理（本）

物流管理（專）

實(shí)踐課程

2018年3月12日

到學(xué)校成教院

2018年3月26日

四川交通職業(yè)技術(shù)學(xué)院

028-85094025

秘書學(xué)（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

2017年12月1日至12月30日

到學(xué)校自考辦

2018年4月初

成都學(xué)院

自考辦

028-84612006

聯(lián)系人：李老師

鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）村管理（專）

所有實(shí)踐

2017年12月

信函、電話或到學(xué)校自考辦

2018年3月第2周

四川農(nóng)業(yè)大學(xué)自考辦

0835-2885763

林業(yè)及園林高新技術(shù)與管理（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

2017年12月

2018年3月第2周

汽車服務(wù)工程（本）

汽車電子控制技術(shù)（實(shí)踐）

汽車檢測診斷技術(shù)（實(shí)踐）

2017年12月1日至12月8日

到學(xué)校自考辦

2018年3月下旬

西華大學(xué)

自考辦

028-87721841

畢業(yè)設(shè)計(jì)

電氣工程與自動化（本）

電力電子技術(shù)（實(shí)踐）

單片機(jī)原理及應(yīng)用（實(shí)踐）

自動控制原理（一）（實(shí)踐）

工業(yè)過程與過程控制（實(shí)踐）

計(jì)算機(jī)控制系統(tǒng)（實(shí)踐）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

工程管理（本）

畢業(yè)設(shè)計(jì)

2017年12月1日至12月10日

網(wǎng)上查詢細(xì)則(網(wǎng)址:jjy.pzhu.cn)郵箱報(bào)名(郵箱:1277155636@qq.com)、現(xiàn)場報(bào)名

2018年3月1日

攀枝花學(xué)院

自考辦

0812-3372897

信息技術(shù)教育（本）

數(shù)據(jù)庫Visual Foxpro及學(xué)校應(yīng)用（實(shí)踐）

Photoshop圖形處理（實(shí)踐）

計(jì)算機(jī)網(wǎng)絡(luò)基本原理（實(shí)踐）

畢業(yè)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(xué)校自考辦（綿陽師范學(xué)院數(shù)學(xué)與計(jì)算機(jī)科學(xué)學(xué)院自學(xué)考試辦公室一樓410房間）

2018年1月10日報(bào)到及開始實(shí)踐性環(huán)節(jié)考核

2018年1月6日論文答辯

篇2

［中圖分類號］G642.0 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）10-0160-02

1 國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)人才需求現(xiàn)狀

獨(dú)立學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)主要是面向企業(yè)培養(yǎng)其所需人才。自從我國加入WTO以來，我國對外貿(mào)易權(quán)的管理方式由原來的審批制改為備案登記制，準(zhǔn)入門檻降低后，具有進(jìn)出口經(jīng)營權(quán)的企業(yè)大幅度增加。由于國際貿(mào)易特殊的貿(mào)易環(huán)境和運(yùn)作慣例，外經(jīng)貿(mào)業(yè)務(wù)工作具有較高的風(fēng)險(xiǎn)性、較強(qiáng)的專業(yè)性。企業(yè)作為自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧的獨(dú)立法人，在員工招聘中傾向于錄用動手能力強(qiáng)、能夠直接進(jìn)入業(yè)務(wù)狀態(tài)的外貿(mào)人才。對于中小企業(yè)而言，業(yè)務(wù)量不大、設(shè)崗較少，要求外貿(mào)應(yīng)用型人才具有全面的操作技能和綜合應(yīng)用能力；對于大型企業(yè)而言，業(yè)務(wù)量大、部門分解較細(xì)、設(shè)崗較多，要求外貿(mào)應(yīng)用型人才具有過硬的專門操作技能和獨(dú)立解決問題能力。無論是大企業(yè)，還是中小企業(yè)，他們的貿(mào)易程序都是相同的。

出口貿(mào)易的基本程序通常分為三個(gè)階段：出易前的準(zhǔn)備、簽訂出口合同和履行出口合同。出易前的準(zhǔn)備包括編制出口計(jì)劃、組織貨源、國外市場和客戶調(diào)查、制定出口經(jīng)營方案、建立客戶關(guān)系、開展廣告宣傳、辦理商標(biāo)注冊；簽訂出口合同包括邀請發(fā)盤、發(fā)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(xiǎn)、出口報(bào)關(guān)、辦理保險(xiǎn)、繕制單據(jù)、出口收匯核銷、出口退稅；必要時(shí)，還有出口索賠。

進(jìn)口貿(mào)易的基本程序通常也包括三個(gè)階段：進(jìn)易前的準(zhǔn)備、簽訂進(jìn)口合同和履行進(jìn)口合同。進(jìn)易前的準(zhǔn)備包括編制進(jìn)口計(jì)劃、國外市場和客戶調(diào)查、制定進(jìn)口經(jīng)營方案、建立客戶關(guān)系、選擇交易對象；簽訂進(jìn)口合同包括邀請發(fā)盤、發(fā)盤、還盤和接受；履行進(jìn)口合同包括以交付貨款為核心的租船訂艙、派船接運(yùn)、辦理保險(xiǎn)、買匯、審核單據(jù)、進(jìn)口付匯核銷、進(jìn)口報(bào)關(guān)、檢驗(yàn)貨物；必要時(shí)，還有進(jìn)口索賠。

從國際貿(mào)易的進(jìn)出口程序可以看出，國際貿(mào)易所涉及的業(yè)務(wù)環(huán)節(jié)非常多。因此，獨(dú)立學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)培養(yǎng)的人才應(yīng)該是復(fù)合型、應(yīng)用型人才。具體來說，該專業(yè)的畢業(yè)生應(yīng)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(xiàn)代辦公設(shè)備操作技能、網(wǎng)上進(jìn)行商務(wù)處理技能、商品檢驗(yàn)技能、識別與填制外貿(mào)單證技能。②基本能力，如自學(xué)能力、創(chuàng)新能力、組織管理能力、應(yīng)變能力。③專業(yè)能力，如貿(mào)易業(yè)務(wù)處理能力、外語運(yùn)用能力。

2 獨(dú)立學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)實(shí)踐教學(xué)存在的問題

2.1 實(shí)習(xí)與畢業(yè)論文相互脫節(jié)

實(shí)習(xí)是學(xué)生在系統(tǒng)地完成專業(yè)教學(xué)計(jì)劃所規(guī)定的相關(guān)課程的基礎(chǔ)上進(jìn)行的熟悉進(jìn)出口業(yè)務(wù)程序的現(xiàn)場活動。畢業(yè)論文是國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)本科生實(shí)踐教學(xué)非常重要的環(huán)節(jié)，是學(xué)生運(yùn)用所學(xué)習(xí)的基本知識和基本理論，去研究和探討實(shí)際問題的實(shí)踐鍛煉，是綜合考察學(xué)生運(yùn)用所學(xué)知識分析問題、解決問題以及動手操作能力的一個(gè)重要手段。撰寫畢業(yè)論文有利于培養(yǎng)學(xué)生綜合運(yùn)用所學(xué)知識和技能解決較為復(fù)雜問題的能力，讓學(xué)生受到科學(xué)研究工作或設(shè)計(jì)工作的初步訓(xùn)練。但是，由于外貿(mào)業(yè)務(wù)量大，一項(xiàng)外貿(mào)業(yè)務(wù)涉及時(shí)間較長，從發(fā)盤到完成業(yè)務(wù)全過程可能經(jīng)歷幾個(gè)月甚至更長的時(shí)間，而專業(yè)認(rèn)識實(shí)習(xí)、專業(yè)實(shí)習(xí)、畢業(yè)實(shí)習(xí)和畢業(yè)論文安排在不同的學(xué)期，它們之間相互脫節(jié)，學(xué)生很難在實(shí)習(xí)單位親歷一筆完整的外貿(mào)業(yè)務(wù)，這樣就造成了實(shí)習(xí)的非系統(tǒng)性，畢業(yè)論文選題、開題與實(shí)習(xí)脫節(jié)，難免脫離實(shí)際，不利于學(xué)生的能力培養(yǎng)。

2.2 專業(yè)課案例教學(xué)不能相互銜接

案例教學(xué)是把實(shí)踐案例進(jìn)行處理后引入課堂，讓學(xué)生根據(jù)案例提供的背景資料分析案例、討論案例，尋求解決實(shí)際問題的方案。案例教學(xué)使學(xué)生身臨其境般地經(jīng)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(xué)理論的理解，培養(yǎng)學(xué)生的感覺能力和反應(yīng)能力，提高學(xué)生運(yùn)用專業(yè)知識解決實(shí)際問題的能力。但是，由于各專業(yè)課任課教師均從所授課程角度出發(fā)組織案例教學(xué)，重點(diǎn)當(dāng)然在所講課程之中，這就導(dǎo)致不同課程的案例很難形成一項(xiàng)完整的、系統(tǒng)的國際貿(mào)易業(yè)務(wù)，學(xué)生也很難將多門課程的知識應(yīng)用到一筆業(yè)務(wù)，這樣就會造成所學(xué)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(shè)計(jì)組織難度大

通過課程設(shè)計(jì)考查學(xué)生對相關(guān)理論的掌握情況，培養(yǎng)學(xué)生綜合運(yùn)用所學(xué)理論知識分析和解決實(shí)際問題的能力。鍛煉學(xué)生的獨(dú)立工作能力，也是對理論教學(xué)效果的檢驗(yàn)。但是，由于國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)課程所涉及的環(huán)節(jié)較多，如訊盤、發(fā)盤、還盤、接受，在合同磋商的每一個(gè)環(huán)節(jié)里，又涉及貿(mào)易術(shù)語、商品的數(shù)量和品質(zhì)、商品的包裝、商品的運(yùn)輸及保險(xiǎn)、商品的檢驗(yàn)、貨款的收付以及索賠等。教師在進(jìn)行課程設(shè)計(jì)時(shí)，還要聯(lián)系其他課程的知識，不容易組織。

3 獨(dú)立學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)實(shí)踐教學(xué)改革措施

針對當(dāng)前獨(dú)立學(xué)院國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)實(shí)踐教學(xué)中所存在的問題，根據(jù)國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)人才應(yīng)具有的知識結(jié)構(gòu)、能力結(jié)構(gòu)和沈陽工業(yè)大學(xué)工程學(xué)院的自身特點(diǎn)，我們對國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)的實(shí)踐教學(xué)進(jìn)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(shí)習(xí)與畢業(yè)論文相互銜接

我們首先對原有的時(shí)間短而又分散的專業(yè)認(rèn)識實(shí)習(xí)、專業(yè)實(shí)習(xí)和畢業(yè)實(shí)習(xí)進(jìn)行了整合，統(tǒng)一調(diào)整為四周的專業(yè)實(shí)習(xí)，將原來為期十三周的畢業(yè)論文調(diào)整為十八周，調(diào)整前后實(shí)習(xí)和畢業(yè)論文的總周數(shù)卻沒有變化。然后，在學(xué)期安排上也進(jìn)行了調(diào)整：專業(yè)實(shí)習(xí)安排在第八學(xué)期前四周進(jìn)行，畢業(yè)論文分兩個(gè)階段，第一階段為前四周，安排在第七學(xué)期后四周進(jìn)行，第二階段為后十四周，安排在第八學(xué)期后十四周進(jìn)行，專業(yè)實(shí)習(xí)恰好置于畢業(yè)論文的兩個(gè)階段中間。

改革之后，學(xué)生在指導(dǎo)教師的指導(dǎo)下，深入相關(guān)企業(yè)，選擇一筆或幾筆完整的國際貿(mào)易業(yè)務(wù)，利用畢業(yè)論文前四周的時(shí)間和寒假進(jìn)行選題、開題和收集資料，從而確保論文選題的客觀性和實(shí)用性；在接下來的四周專業(yè)實(shí)習(xí)期間里，學(xué)生依據(jù)選定的論文題目和完整的國際貿(mào)易業(yè)務(wù)，利用所學(xué)的專業(yè)知識，繼續(xù)在企業(yè)里進(jìn)一步了解、熟悉相關(guān)的業(yè)務(wù)，發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、探討解決問題的方案；在畢業(yè)論文最后的十四周里，學(xué)生要確定論文撰寫提綱、查閱資料、撰寫、修改、審查、進(jìn)行答辯等環(huán)節(jié)。

通過實(shí)習(xí)與畢業(yè)論文相互銜接，可以使學(xué)生在實(shí)習(xí)單位親歷一筆完整的外貿(mào)業(yè)務(wù)，同時(shí)也可以使學(xué)生的畢業(yè)論文選題、開題、撰寫等環(huán)節(jié)緊密聯(lián)系實(shí)際，非常有利于學(xué)生的實(shí)踐能力、動手能力、分析問題和解決問題能力的培養(yǎng)。

3.2 按國際貿(mào)易業(yè)務(wù)程序統(tǒng)一制定案例教學(xué)方案

我們通過組織專業(yè)課教師進(jìn)行共同商討、相互溝通，依據(jù)一項(xiàng)完整的、系統(tǒng)的國際貿(mào)易業(yè)務(wù)和程序，最終制定出來一套統(tǒng)一的案例教學(xué)方案，所有專業(yè)課的案例都按照業(yè)務(wù)程序融合在其中，確保了案例教學(xué)相互銜接，便于學(xué)生對所學(xué)理論的理解、掌握，提高了學(xué)生運(yùn)用專業(yè)知識解決實(shí)際問題的能力，案例教學(xué)效果得到了明顯的提高。另外，我們學(xué)院有著得天獨(dú)厚的地理位置優(yōu)勢，與中國石油遼陽石油化纖公司相鄰，可以組織學(xué)生到遼化對其國際貿(mào)易業(yè)務(wù)進(jìn)行實(shí)地參觀、考察，在企業(yè)進(jìn)行案例教學(xué)，通過案例教學(xué)校企合作共同搭建實(shí)踐教學(xué)平臺。這樣，不僅使學(xué)生對企業(yè)有更多的感性認(rèn)識，還可以將各門課程的理論知識聯(lián)系并運(yùn)用到實(shí)際。

3.3 情景模擬組織課程設(shè)計(jì)

為了解決國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)課程設(shè)計(jì)難以組織的問題，我們采取了能夠充分調(diào)動學(xué)生主觀能動性的情景模擬教學(xué)形式。按照國際貿(mào)易相關(guān)業(yè)務(wù)和程序要求，將學(xué)生分成若干組，每組都有自己的工作和職責(zé)，發(fā)給學(xué)生一些背景資料，要求學(xué)生認(rèn)真研讀，也可以查找相關(guān)資料作為補(bǔ)充，模仿國際貿(mào)易業(yè)務(wù)的實(shí)際操作，進(jìn)行模擬訓(xùn)練，可以對出口報(bào)價(jià)、結(jié)算以及所涉及的單證等業(yè)務(wù)進(jìn)行模擬。學(xué)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(mào)易理論和方法，學(xué)生的學(xué)習(xí)樂趣倍增。

3.4 組織學(xué)生進(jìn)行暑期社會實(shí)踐

篇3

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篇4

中圖分類號：F832.48

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-8308（2012）05-0109-08

創(chuàng)新是一個(gè)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(rèn)為是創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)分析先驅(qū)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(chuàng)新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特認(rèn)為，創(chuàng)新通過信譽(yù)的建立來獲得資助，信譽(yù)能通過多種途徑建立，并重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了商業(yè)銀行的作用，即產(chǎn)生新的購買力并使企業(yè)家可利用，繼熊彼特之后，著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家?？怂乖谄渲鰽Theory of Economic History（《經(jīng)濟(jì)史理論》）中也指出，英國的工業(yè)革命實(shí)際上得益于18世紀(jì)早期在英國發(fā)生的金融革命，因?yàn)橐恍┲饕萍及l(fā)明在工業(yè)革命發(fā)生前就已存在，而工業(yè)革命中對這些科技發(fā)明的大規(guī)模使用得到了大量而長期的固定資產(chǎn)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(fā)明的大規(guī)模推廣和使用將受到極大限制，隨著20世紀(jì)70年代信息經(jīng)濟(jì)學(xué)興起，當(dāng)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家已把“信息不對稱”引入企業(yè)金融和投資行為間交互作用的研究中，指出企業(yè)和金融家之間的信息不對稱使得企業(yè)的外部金融比內(nèi)部金融更加昂貴，一些研究認(rèn)為，各產(chǎn)業(yè)的投資行為（金融要求）是由科技水平?jīng)Q定的，更多依靠外部金融的產(chǎn)業(yè)在擁有更發(fā)達(dá)金融市場的國家中應(yīng)該成長更快。

現(xiàn)代科技創(chuàng)新早已超越工業(yè)革命時(shí)代依靠實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)總結(jié)而來的技術(shù)革新和發(fā)明，而主要依靠基于科學(xué)研究和試驗(yàn)基礎(chǔ)上的新發(fā)現(xiàn)和新突破來進(jìn)行，通常認(rèn)為，完整意義上的科技創(chuàng)新包括了基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究和商業(yè)化等3個(gè)階段，其中商業(yè)化是最為關(guān)鍵的階段，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅斯托指出，“18世紀(jì)的法國科學(xué)水平被判為至少相當(dāng)于，而且很可能超過英國，在發(fā)明的質(zhì)量（不是數(shù)量）上，法國也相當(dāng)于或超過英國”，但工業(yè)革命卻發(fā)生在英國，英國相對于法國的優(yōu)勢在于將科技發(fā)明成功實(shí)現(xiàn)商業(yè)化，只有將科技發(fā)明引進(jìn)生產(chǎn)體系當(dāng)中，科技發(fā)明才能轉(zhuǎn)化為科技創(chuàng)新，因此對科技創(chuàng)新的金融支持就不僅僅包括前期的研發(fā)投入，更重要的是對創(chuàng)新成果商業(yè)化階段（創(chuàng)新產(chǎn)品批量生產(chǎn)和銷售階段）提供資金支持，以Lerner為代表的現(xiàn)代學(xué)者則認(rèn)為，由于科技創(chuàng)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(chuàng)新提供大量的財(cái)政投人，還應(yīng)積極出資成立風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)或基金直接進(jìn)行股權(quán)或類似股權(quán)的投資，激勵科技創(chuàng)新活動，由此可見，科技創(chuàng)新的融資體系實(shí)際上包括了政府財(cái)政投入和資本市場籌資兩大部分，對于科技創(chuàng)新融資支持的實(shí)證研究，目前國內(nèi)公開所能見的幾乎沒有，只有少數(shù)相關(guān)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(jìn)技術(shù)創(chuàng)新功能實(shí)現(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)”，其模型的變量為“金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新、資本形成”；鄧平博士論文也寫入了“中國金融支持科技創(chuàng)新的VAR分析”一章，其模型的變量為“金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)、金融發(fā)展效率指標(biāo)、科技創(chuàng)新指標(biāo)”，顯然二人是從金融的制度安排角度來檢驗(yàn)其對科技創(chuàng)新的作用，我們認(rèn)為，在當(dāng)今科技創(chuàng)新的時(shí)代，且不論金融制度安排根植于一國歷史文化傳統(tǒng)而有較強(qiáng)的路徑依賴性，無論一國金融制度如何設(shè)計(jì)，如果其能有效解決科技創(chuàng)新的關(guān)鍵難題——融資問題，則是適宜的，舍其而難以有更好的衡量標(biāo)準(zhǔn)，此外，張強(qiáng)和趙建曄對我國資本市場對科技創(chuàng)新的支持作用進(jìn)行了實(shí)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(cái)政投入對科技創(chuàng)新的支持作用，有鑒于此，我們擬就各種融資渠道對科技創(chuàng)新的支持作用及其動態(tài)影響關(guān)系進(jìn)行計(jì)量實(shí)證分析，以便從整體上把握我國科技創(chuàng)新融資支持的重要作用。

1 變量選取與數(shù)據(jù)說明

1.1對科技創(chuàng)新指標(biāo)的選取

我們對科技創(chuàng)新的衡量是從科技創(chuàng)新產(chǎn)出角度來考察的，因?yàn)閺漠a(chǎn)出角度來衡量可以更加客觀地評價(jià)科技創(chuàng)新活動成效，由于科技創(chuàng)新成果衡量指標(biāo)眾多，直接選用則會在建立多元回歸模型時(shí)讓問題分析變得復(fù)雜，且變量之間還可能存在嚴(yán)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(guān)的部分以獲得更有意義的解釋，文章數(shù)據(jù)全部來自歷年的《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，基于數(shù)據(jù)可得性及盡可能獲得更多觀察數(shù)據(jù)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(tǒng)計(jì)年鑒》的“科技成果”統(tǒng)計(jì)分項(xiàng)中，我們分別選取了“國內(nèi)專利申請受理數(shù)”（簡稱專利申請，下同）、“國外主要檢索工具收錄我國論文總數(shù)”（簡稱科技論文，下同）、“全國各地區(qū)技術(shù)市場成交合同數(shù)”（簡稱成交合同）、“全國各地區(qū)技術(shù)市場成交合同金額”（簡稱成交金額）和“高技術(shù)產(chǎn)品出口額”（簡稱出口）等5項(xiàng)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，分別記為PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為1987-2009年，計(jì)量調(diào)整后的有效數(shù)據(jù)為1988-2008年共21年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，由于對變量取自然對數(shù)不會改變變量本身的協(xié)整關(guān)系，且能使變量趨勢線性化，消除時(shí)間序列中可能存在的異方差，因此，我們對以上5個(gè)指標(biāo)分別取自然對數(shù)，記為LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS軟件（本文所有計(jì)量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析結(jié)果見表1。

從表1可以看出，第1和第2主成分的累積貢獻(xiàn)度（cumulative proportion）達(dá)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(rèn)為第l和第2主成分已能較好地反映5個(gè)一致指標(biāo)的總體變動情況，從現(xiàn)實(shí)情況來看，專利和論文確實(shí)能很大程度上代表一個(gè)國家總體的科學(xué)研究和技術(shù)應(yīng)用的水平，因此我們最終確定用PATENT和PAPER兩個(gè)指標(biāo)來衡量我國科技創(chuàng)新的總體水平。

1.2對創(chuàng)新融資指標(biāo)的選取

科技創(chuàng)新的融資體系包括政府部門的財(cái)政投入及資本市場籌資兩大部分，政府的財(cái)政投入不僅包括直接的財(cái)政科技撥款，還包括間接的財(cái)政投入，如各種對科技創(chuàng)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(jī)構(gòu)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(fēng)險(xiǎn)投資市場上的風(fēng)險(xiǎn)資本等，由于目前的統(tǒng)計(jì)年鑒只能給出政府的財(cái)政科技撥款一項(xiàng)，無法統(tǒng)計(jì)出財(cái)政對科技創(chuàng)新的種種間接財(cái)政支持，同時(shí)統(tǒng)計(jì)資料也無法細(xì)分出企業(yè)的科技貸款以及證券市場上的科技專項(xiàng)融資，因此我們選用政府的財(cái)政科技撥款、金融機(jī)構(gòu)的中長期信貸和企業(yè)證券市場籌資來作為科技創(chuàng)新的融資考察指標(biāo)，之所以選用中長期信貸指標(biāo)，是因?yàn)槲覀冋J(rèn)為科技創(chuàng)新是一個(gè)長期投入的過程（包括設(shè)備的更新和升級），中長期信貸更能穩(wěn)定支持創(chuàng)新主體持續(xù)進(jìn)行創(chuàng)新，需要說明的是，由于各統(tǒng)計(jì)指標(biāo)時(shí)間跨度較大（1987-2009年），而這期間我國價(jià)格波動很大，依據(jù)科技創(chuàng)新的特點(diǎn)，我們對金融統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行了價(jià)格調(diào)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(jià)格調(diào)整指數(shù)設(shè)定為0.5×P+0.5×W，其中P是固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，W為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI），并以1986年的價(jià)格指數(shù)為基準(zhǔn)進(jìn)行調(diào)整，我們從《中國金融年鑒》中選取金融機(jī)構(gòu)的“中長期信貸”以及“企業(yè)證券市場籌資額”統(tǒng)計(jì)項(xiàng)，從《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》中選取“國家財(cái)政科技撥款”統(tǒng)計(jì)項(xiàng)，分別記為LOAN、BOND和FINANCE，各變量取相應(yīng)對數(shù)后記為LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。

2 計(jì)量模型構(gòu)建

2.1變量的單位根檢驗(yàn)

我們建立一個(gè)多變量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法進(jìn)行檢驗(yàn)。從表2可以看出，以5%的顯著性水平為衡量標(biāo)準(zhǔn)，各變量均為非平穩(wěn)序列，而各變量的一階差分均為平穩(wěn)序列。

2.2協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各變量是非平穩(wěn)序列，且是同階單整，因此可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，從表3可以看出，特征根跡（trace）檢驗(yàn)和最大特征值（maximum eigen-value）檢驗(yàn)均說明各變量存在3個(gè)協(xié)整方程，因此各變量通過了協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，說明這5個(gè)變量之間存在長期的均衡關(guān)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(jìn)行分析。

2.3VAR模型的構(gòu)建

建立VAR模型時(shí)需要確定滯后階數(shù)，從表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND為內(nèi)生變量，常用的5個(gè)檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致說明滯后階數(shù)為2。

3 模型分析檢驗(yàn)

3.1脈沖響應(yīng)函數(shù)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(yàn)性約束，因此在分析VAR模型時(shí)，往往并不分析變量之間的系數(shù)關(guān)系如何，而是分析系統(tǒng)的動態(tài)特征，即每個(gè)內(nèi)生變量的變動或沖擊對它自己及所有其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響作用，這種影響作用可通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析來實(shí)現(xiàn)，只有通過穩(wěn)定性檢驗(yàn)的VAR模型才可進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)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(shù)值都在單位圓內(nèi)，說明模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

對脈沖響應(yīng)分析，為避免模型中輸入變量順序不同而對脈沖輸出結(jié)果產(chǎn)生影響，我們采用廣義脈沖方法，脈沖響應(yīng)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(shù)，縱軸表示各響應(yīng)變量應(yīng)對沖擊的變化幅度（各變量均為對數(shù)，代表了彈性的變化），實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表響應(yīng)變量對相應(yīng)沖擊的反應(yīng)。

從圖2可以看出，當(dāng)在本期給中長期信貸一個(gè)正沖擊后，專利申請前2期正向反應(yīng)平穩(wěn)，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(xù)上升，這表明中長期信貸將所受外部正沖擊經(jīng)信貸市場傳遞給專利申請，且這一沖擊隨著時(shí)間的推移具有穩(wěn)定的和越來越強(qiáng)的促進(jìn)作用，專利申請對財(cái)政科技撥款的正沖擊響應(yīng)迅速，當(dāng)期就大幅度上升，并在第3期達(dá)到最大量；此后雖大幅度下滑但卻在第5期后基本保持穩(wěn)定，這表明財(cái)政科技撥款將所受外部某一正沖擊經(jīng)政府財(cái)政預(yù)算直接而迅速傳遞給專利申請，且沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)，當(dāng)在本期給企業(yè)證券籌資一個(gè)正的沖擊，經(jīng)證券市場對專利申請產(chǎn)生正向影響，專利申請響應(yīng)在第2期后基本呈現(xiàn)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(yīng)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(xù)上升，財(cái)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(yīng)明顯，并在第3～5期間保持穩(wěn)定；從第5期開始下滑，此后基本保持平穩(wěn)增長，證券籌資的正沖擊對科技論文的影響很弱，除當(dāng)期有一點(diǎn)促進(jìn)作用外，此后基本影響很弱，甚至在第6期后有負(fù)面影響，綜合以上脈沖響應(yīng)函數(shù)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(chuàng)新的促進(jìn)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(cái)政科技撥款對科技創(chuàng)新的促進(jìn)作用比較直接迅速，長期支持作用遞減；企業(yè)證券市場籌資對科技創(chuàng)新的支持作用較弱，除前面幾期有些促進(jìn)作用外，后面幾期幾乎不起作用，甚至還可能帶來負(fù)面影響。

3.2VAR模型預(yù)測誤差的方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是隨著時(shí)間的推移，模型中的各內(nèi)生變量對沖擊是如何反應(yīng)的（如響應(yīng)符號和響應(yīng)強(qiáng)度等），但不能比較不同沖擊對某一特定變量的影響強(qiáng)度，而方差分解則是將系統(tǒng)的均方誤差分解成各個(gè)變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻(xiàn)度，來進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊對一特定變量產(chǎn)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(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)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(chuàng)新的支持作用中，隨著時(shí)間的推移，各個(gè)金融變量的貢獻(xiàn)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(xiàn)率，中長期信貸沖擊對專利申請的貢獻(xiàn)率隨時(shí)間穩(wěn)步增長，在第10期達(dá)到最大，接近12%；財(cái)政科技撥款沖擊對專利申請的貢獻(xiàn)率從第2期后就平穩(wěn)增長，并在第7期后貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在6%以上；企業(yè)證券籌資沖擊對專利申請的貢獻(xiàn)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(xiàn)率，中長期信貸沖擊對科技論文的貢獻(xiàn)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(xiàn)率超過36%；財(cái)政科技撥款沖擊對科技論文的貢獻(xiàn)率在第3期達(dá)到最大值，此后小幅波動和緩慢下降；企業(yè)證券籌資沖擊對科技論文的貢獻(xiàn)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(jìn)科技創(chuàng)新的作用過程中貢獻(xiàn)率持續(xù)上升，且貢獻(xiàn)度最大；財(cái)政科技撥款對促進(jìn)科技創(chuàng)新的即期效應(yīng)明顯，且貢獻(xiàn)率基本保持穩(wěn)定；企業(yè)證券籌資沖擊對科技創(chuàng)新的貢獻(xiàn)度微弱，幾乎沒有什么貢獻(xiàn)。

4 結(jié)論與建議

受限于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)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(chuàng)新的支持作用，計(jì)量模型分析結(jié)果顯示，金融機(jī)構(gòu)的中長期貸款和政府的財(cái)政科技撥款對中國科技創(chuàng)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(gè)分析結(jié)果與Tadesse的觀點(diǎn)基本一致，Tadesse認(rèn)為，在金融部門不發(fā)達(dá)時(shí)，銀行導(dǎo)向型金融體系在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步方面所起的作用比較大；而在金融部門發(fā)達(dá)時(shí)，市場導(dǎo)向型金融體系則能起到更大的作用，總結(jié)模型的檢驗(yàn)結(jié)果，我們的主要結(jié)論有以下幾點(diǎn)。

（1）科技創(chuàng)新需要長期持續(xù)的資金投入支持，計(jì)量模型檢驗(yàn)表明，科技創(chuàng)新能力與資金投入規(guī)模存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系，我國近年來科技創(chuàng)新能力大幅提升與政府財(cái)政的大力支持和資本市場的大規(guī)模融資緊密相關(guān)，同時(shí)，模型分析也表明，從增加資金投入到創(chuàng)新能力提升是有時(shí)間滯后期的，具體而言，融資規(guī)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(chuàng)新能力產(chǎn)生立竿見影的效果，這期間約有3～5年時(shí)間的滯后期，由此可見，提升科技創(chuàng)新水平需要國家制訂有科技發(fā)展的長遠(yuǎn)規(guī)劃，更需要構(gòu)建穩(wěn)定長期的創(chuàng)新融資渠道來保障。

篇5

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，全球環(huán)境的承載壓力越來越大。經(jīng)濟(jì)學(xué)家也密切關(guān)注環(huán)境質(zhì)量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環(huán)境質(zhì)量隨著經(jīng)濟(jì)的增長呈現(xiàn)出先增大后縮小的關(guān)系，即呈倒U型曲線關(guān)系，[1]。

環(huán)境竟次理論是指不同國家或地區(qū)間對待環(huán)境政策強(qiáng)度和實(shí)施環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過程，每個(gè)國家都擔(dān)心他國采取比本國更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)而使本國的工業(yè)失去競爭優(yōu)勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)和次優(yōu)的環(huán)境政策項(xiàng)目管理論文，結(jié)果是每個(gè)國家都會采取比沒有國際經(jīng)濟(jì)競爭時(shí)更低的環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)，從而加劇全球環(huán)境惡化。

“污染天堂假說”認(rèn)為在一國單方提高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的情況下，國內(nèi)企業(yè)和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)低的外國企業(yè)相比失去其競爭優(yōu)勢，從而使高環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國家的企業(yè)將生產(chǎn)轉(zhuǎn)向低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)國家。若在實(shí)行不同環(huán)境政策強(qiáng)度和環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的國家間存在自由貿(mào)易，實(shí)行低環(huán)境政策強(qiáng)度和低環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)的國家，因外部性內(nèi)部化的差異而使該國企業(yè)所承受的環(huán)境成本相對要低。在該國進(jìn)行生產(chǎn)時(shí)，其產(chǎn)品價(jià)格就會比在母國生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價(jià)格相應(yīng)要低。因此，該國在投資和生產(chǎn)方面具有更大的優(yōu)勢。這種由成本差異所產(chǎn)生的“拉力”會吸引國外的企業(yè)到該國安家落戶。

Eskeland 和 Harrison (2003)認(rèn)為污染密集型的外資企業(yè)運(yùn)用的生產(chǎn)和污染消除技術(shù)通常比東道國本地的企業(yè)更先進(jìn)和更有利于改善環(huán)境。如果這些企業(yè)能夠替代部分東道國同行業(yè)低效生產(chǎn)的企業(yè)， 則東道國的整個(gè)污染狀況將有可能好轉(zhuǎn)[2]。郭紅燕和韓立巖實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國的FDI存量與環(huán)境管制變量呈正相關(guān)，表明中國寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資的一個(gè)重要因素，顯現(xiàn)出 “污染避難所”效應(yīng) [3]。

二、變量選取及模型構(gòu)建

（一）東部和中部的FDI區(qū)域分布

改革開放以來，中國吸收外商直接投資數(shù)量增長迅速。1979-1984年總計(jì)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(jì)達(dá)8526.13億美元。2007年東部和中部地區(qū)利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進(jìn)的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區(qū)，主要集中于東部地區(qū)項(xiàng)目管理論文，東部地區(qū)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(qū)引進(jìn)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(qū)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(jìn)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(qū)域分布（億美元）

圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

圖3中國中部八省2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）

（二）變量選取

考慮統(tǒng)計(jì)口徑一致和數(shù)據(jù)的連續(xù)性，選取工業(yè)廢氣排放總量（億標(biāo)立方米）、工業(yè)廢水排放總量（萬噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬噸）、工業(yè)固體廢物排放量（萬噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)二氧化硫排放量（萬噸）為環(huán)境污染指標(biāo)；人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）作為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，此外，考慮國際貿(mào)易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標(biāo)（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量，Y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元），F(xiàn)DI表示外商直接投資（萬美元）。環(huán)境污染指標(biāo)數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年中國統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理項(xiàng)目管理論文，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年?。ㄊ校┙y(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標(biāo)的自然對數(shù)，LNY、LNFDI分別表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資的自然對數(shù)。本文中東部十一個(gè)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(shù)據(jù)研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環(huán)境影響的差異。

（三）模型設(shè)定形式

由于面板數(shù)據(jù)模型同時(shí)具有截面、時(shí)序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時(shí)序樣本點(diǎn)上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計(jì)的有效性。根據(jù)截距向量和系數(shù)向量中各分量限制要求的不同，面板數(shù)據(jù)模型可分為無個(gè)體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種形式。在面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)之前，需要檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式，避免模型設(shè)定的偏差，提高參數(shù)估計(jì)的有效性。設(shè)有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關(guān)系：

，=1，2，…，N，=1項(xiàng)目管理論文，2，…，T

其中N表示個(gè)體截面成員的個(gè)數(shù)，T表示每個(gè)截面成員的觀察時(shí)期總數(shù)，參數(shù)表示模型的常數(shù)項(xiàng)，表示對應(yīng)于解釋變量的k×1維系數(shù)向量，k表示解釋變量個(gè)數(shù)。隨機(jī)誤差項(xiàng)相互獨(dú)立，且滿足零均值、同方差假設(shè)。采用F-test檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：

H1:個(gè)體變量系數(shù)相等；H2:截距項(xiàng)和個(gè)體變量系數(shù)都相等。

如果H2被接受，則屬于個(gè)體影響的不變系數(shù)混合估計(jì)；如果H2被拒絕，則檢驗(yàn)假設(shè)H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數(shù)。變系數(shù)、變截距和混合估計(jì)的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個(gè)體數(shù)量為N，面板時(shí)間跨度為T，根據(jù)Wald定理在H2假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量F2項(xiàng)目管理論文，在H1假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]

若計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量F2的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)H1。反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合無個(gè)體影響的不變系數(shù)模型。若計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量F1的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值，則拒絕假設(shè)H1，用變系數(shù)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(jié)果分析

利用東部十一?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P(guān)數(shù)據(jù)，借助Eviews6.0，采用固定效應(yīng)模型對七個(gè)環(huán)境污染指標(biāo)分別進(jìn)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(guān)，回歸后的殘差是平穩(wěn)序列?；貧w結(jié)果見表1-表8

（一）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣影響差異分析

表1 東部地區(qū) LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LnFS

LnFQ

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(nèi)為t值，*表示1%的顯著水平項(xiàng)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(yè)廢水與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。海南、上海、北京的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計(jì)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(yè)廢水排放量產(chǎn)生負(fù)影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他省（市）的t統(tǒng)計(jì)量不顯著。遼寧的FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)廢水排放量將減少0.0835個(gè)百分點(diǎn)。

東部工業(yè)廢氣與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計(jì)量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負(fù)影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計(jì)量不顯著。江蘇的FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1504個(gè)百分點(diǎn)。

表2 中部地區(qū)LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNFS

LNFQ

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)廢水與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈正U型關(guān)系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)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(tǒng)計(jì)量不顯著，影響最大的河南為0.1444項(xiàng)目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生負(fù)影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統(tǒng)計(jì)量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業(yè)廢水排放量將減少0.1025%。

中部地區(qū)工業(yè)廢氣與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈正U型關(guān)系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生正影響，湖南的t統(tǒng)計(jì)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(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負(fù)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(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1521個(gè)百分點(diǎn)，其次是吉林。

（二）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵影響差異分析

表3 東部地區(qū)LNGYYC、LNGYFC模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNGYYC

LNGYFC

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)煙塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。海南、廣東、天津的FDI對工業(yè)煙塵排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計(jì)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(yè)煙塵排放量產(chǎn)生負(fù)影響，上海、山東在1%的水平下顯著項(xiàng)目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計(jì)量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2631個(gè)百分點(diǎn)。

東部地區(qū)工業(yè)粉塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。河北、北京的FDI對工業(yè)粉塵排放量產(chǎn)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(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負(fù)影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統(tǒng)計(jì)量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業(yè)粉塵排放量將減少0.2069%。

表4 中部地區(qū)LNGYYC、LNGYFC模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNGYYC

LNGYFC

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)煙塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。中部8省FDI對工業(yè)煙塵排放量產(chǎn)生負(fù)影響，湖南、山西和河南的t統(tǒng)計(jì)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(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2609個(gè)百分點(diǎn)，其次是吉林項(xiàng)目管理論文，再其次是湖北。

中部工業(yè)粉塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。中部8省的FDI對工業(yè)粉塵排放量都產(chǎn)生負(fù)影響，湖南、山西、河南、江西的t統(tǒng)計(jì)量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統(tǒng)計(jì)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(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)粉塵排放量將減少0.3797個(gè)百分點(diǎn)，其次是吉林，再其次是湖北。

（三）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量影響差異分析

表5 東部地區(qū)LNGTCS、LNGTPF模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNGTCS

LNGTPF

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)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(tǒng)計(jì)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(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負(fù)影響，但都不顯著。

東部地區(qū)工業(yè)固體廢物排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈遞減型關(guān)系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生正影響，海南在1%的水平下顯著項(xiàng)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(jié)果反差很大，其他省（市）t統(tǒng)計(jì)量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生負(fù)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(tǒng)計(jì)量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業(yè)固體廢物排放量將減少-0.7650%。

表6 中部地區(qū)LNGTCS、LNGTPF模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNGTCS

LNGTPF

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生正影響，安徽和江西的t統(tǒng)計(jì)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(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負(fù)影響，湖北的t統(tǒng)計(jì)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(xiàng)目管理論文，即FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量將減少0.2256個(gè)百分點(diǎn)，其次是吉林。

中部工業(yè)固體廢物排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈四次曲線關(guān)系。湖南、山西的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生正影響，湖南的t統(tǒng)計(jì)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(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生負(fù)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(yè)固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業(yè)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(qū)FDI對工業(yè)二氧化硫排放量影響差異分析

表7 東部地區(qū)LNSO2模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LnSO2

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)二氧化硫排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈遞增型關(guān)系。海南、廣東、福建的FDI對工業(yè)二氧化硫的排放量產(chǎn)生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項(xiàng)目管理論文，福建的t統(tǒng)計(jì)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(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生負(fù)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(tǒng)計(jì)量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.2192個(gè)百分點(diǎn)，其次是山東，再其次是上海。

表8 中部地區(qū)LNSO2模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

LNSO2

變量

參數(shù)

固定效應(yīng)

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(qū)工業(yè)二氧化硫排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關(guān)系。山西、河南的FDI對工業(yè)二氧化硫的排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計(jì)量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生負(fù)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(gè)百分點(diǎn)，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.1255個(gè)百分點(diǎn)項(xiàng)目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。

從以上回歸結(jié)果分析顯示，東部十一?。ㄊ校┑奈廴局笜?biāo)與人均地區(qū)生產(chǎn)總值大多呈現(xiàn)倒N型關(guān)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(shù)?。ㄊ校┑腇DI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)粉塵、工業(yè)煙塵、工業(yè)二氧化硫產(chǎn)生負(fù)向影響，而多數(shù)?。ㄊ校┑腇DI對工業(yè)固體廢物的排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生正向影響。中部八省的污染指標(biāo)與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)正U型和倒N型關(guān)系，工業(yè)固體廢物排放量出現(xiàn)四次曲線關(guān)系。中部地區(qū)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(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負(fù)向影響，即有利于環(huán)境改善，大部分省的FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣產(chǎn)生正影響。

四、結(jié)論

東部地區(qū)的遼寧、山東的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響；中部地區(qū)只有河南的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)江蘇的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響；中部地區(qū)安徽的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業(yè)煙塵的排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響；中部地區(qū)的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)煙塵的排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響。上海、天津的FDI對工業(yè)粉塵的排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響；中部地區(qū)的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)粉塵的排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響。東部地區(qū)的河北、浙江、北京天津的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的正影響；中部的地區(qū)的吉林、黑龍江的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響，山西的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)的遼寧、北京、山東的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響，海南和上海的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的正影響；中部地區(qū)的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響。東部地區(qū)的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響，海南、廣東的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的正影響；中部地區(qū)的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的負(fù)影響。東部地區(qū)FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區(qū)FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進(jìn)一步研究北京的FDI產(chǎn)業(yè)分布，借鑒經(jīng)驗(yàn)調(diào)整中國FDI的區(qū)位和產(chǎn)業(yè)分布。東部和中部省（市）的FDI對污染指標(biāo)的影響存在較大差異，總的來說，東部地區(qū)的FDI比中部地區(qū)的更清潔，這可能是因?yàn)橹袊腇DI主要集中于東部地區(qū)，因而存在有結(jié)構(gòu)效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)。寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資進(jìn)入的一個(gè)重要因素，具有一定的“污染避難所”效應(yīng)特征，但中國并未成為一個(gè)世界的“污染避難所”。

參考文獻(xiàn)

[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(jìn)出口貿(mào)易額達(dá)到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規(guī)模比1985年擴(kuò)大了121倍。其中出口額達(dá)到714.93億美元，年均增長21.43％，擴(kuò)大128倍；進(jìn)口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴(kuò)大109倍；增速均高于全國平均水平。進(jìn)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(jìn)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(mào)易中具有舉足輕重的地位。①進(jìn)出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的重要組成部分，其變動會對全省經(jīng)貿(mào)產(chǎn)生較大影響。

自2005年7月21日中國人民銀行發(fā)表關(guān)于完善人民幣匯率形成機(jī)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(jì)升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿(mào)行業(yè)造成了巨大的沖擊，許多企業(yè)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(yè)雪上加霜，出口企業(yè)面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進(jìn)口的成本協(xié)整檢驗(yàn)，強(qiáng)勢的人民幣增強(qiáng)了我國企業(yè)應(yīng)對國際大宗商品價(jià)格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強(qiáng)的國際購買力如果利用得當(dāng)，也許能夠成為我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣匯率變動的關(guān)系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現(xiàn)實(shí)意義的角度來看，還是從長遠(yuǎn)發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。

二、相關(guān)文獻(xiàn)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(gè)國家進(jìn)行國際經(jīng)濟(jì)活動時(shí)最重要的綜

合性價(jià)格指標(biāo)。在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿(mào)易的平衡與國內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經(jīng)濟(jì)往來相互聯(lián)系起來，使得世界經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展順利進(jìn)行論文服務(wù)。目前國際上檢驗(yàn)一國和地區(qū)的匯率波動與進(jìn)出口之間的關(guān)系比較常見的研究方法是運(yùn)用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進(jìn)出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿(mào)易收支。大部分學(xué)者以此條件為基礎(chǔ)，進(jìn)行研究。

開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)取決于經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變動，在產(chǎn)出水平受制于貿(mào)易競爭力的狀況下，貿(mào)易競爭力成為推動貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的根本力量，如果匯率變動對經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力產(chǎn)生了不同的影響，就會帶來貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動。目前國內(nèi)學(xué)者對人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系影響的研究存在著三種觀點(diǎn)：第一，兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿(mào)易額的增長與匯率變動明顯正相關(guān)。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認(rèn)為人民幣升值將激勵出口企業(yè)更多地依靠技術(shù)進(jìn)步和提高附加價(jià)值，一些只靠低成本競爭，技術(shù)含量低，高污染、高耗能的企業(yè)可能因?yàn)槿嗣駧派当粩D出市場，從長遠(yuǎn)看，人民幣升值有助于我國外貿(mào)增長方式從原來的粗放型轉(zhuǎn)向高質(zhì)量和高效益的集約型，這會帶來出口結(jié)構(gòu)的改善。第二，兩者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。馬丹、許少強(qiáng)(2005) [3]認(rèn)為人民幣實(shí)際有效匯率的貶值能夠改善中國貿(mào)易收支；而中國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變化在一定程度上可以解釋人民幣實(shí)際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應(yīng)匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與浙江出口貿(mào)易為負(fù)向關(guān)系。第三，一些學(xué)者認(rèn)為人民幣匯率變動對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)以及協(xié)整、誤差修正模型、多元回歸模型等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，對中國內(nèi)資企業(yè)出口與匯率的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出的主要結(jié)論是:實(shí)際有效匯率與中國企業(yè)內(nèi)資出口間沒有因果關(guān)系， 并且無論在長期和短期實(shí)際有效匯率的變動都不能有效地解釋內(nèi)資出口的變動，說明人民幣匯率的變化對內(nèi)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(mào)易收支影響關(guān)鍵理論進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整分析的方法協(xié)整檢驗(yàn)，對福建省人民幣實(shí)際有效匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示，人民幣實(shí)際有效匯率變動和福建外貿(mào)不存在長期協(xié)整關(guān)系。

以往學(xué)者的研究結(jié)果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿(mào)易流量的關(guān)系，匯率變動對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響只是作為附帶結(jié)論，缺乏對這個(gè)問題深入的實(shí)證分析。本文從出口商品結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，采用協(xié)整分析等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，進(jìn)而得出一些有益的結(jié)論，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

三、 實(shí)證分析

（一）模型的設(shè)立

根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易最主要因素是進(jìn)出口商品的相對價(jià)格，而影響進(jìn)出口商品相對價(jià)格的關(guān)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(fā)生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實(shí)證的方法，認(rèn)為FDI對于我國初級產(chǎn)品的促進(jìn)作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進(jìn)作用，并且這個(gè)效應(yīng)因地區(qū)和時(shí)間不同而有所差異。因此，本文在協(xié)整分析時(shí)考慮三個(gè)重要變量：貿(mào)易結(jié)構(gòu)，匯率和FDI，為避免經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)時(shí)間序列的異方差性，對各個(gè)序列取自然對數(shù)，建立模型：

lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt

其中，t為時(shí)間，Yt為出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)，F(xiàn)DIt為外商直接投資，REERt為人民幣實(shí)際有效匯率，β0為常數(shù)項(xiàng)，β1、β2為回歸系數(shù)，μt為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

1.本文采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業(yè)制成品和FDI均來自《福建統(tǒng)計(jì)年鑒》，人民幣實(shí)際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計(jì)。

2.本文研究的是狹義的貿(mào)易結(jié)構(gòu)，即出口貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)論文服務(wù)。按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類和附加值的高低，出口商品的構(gòu)成可以分為兩個(gè)大類，即初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品。相比初級產(chǎn)品而言，工業(yè)制成品附加值高協(xié)整檢驗(yàn)，競爭能力強(qiáng)，較高水平的集約型外貿(mào)增長方式和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)多以工業(yè)制成品的出口為主。因此本文取我省工業(yè)制成品在總出口中的比重衡量貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

根據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類》劃分，貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(guān)原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品(SITC5)，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品(SITC6)，機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備(SITC7)，雜項(xiàng)制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業(yè)制成品歸入勞動密集型產(chǎn)品，將SITC中第5類化學(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品，以及第7類機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備中的絕大部分門類歸入資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產(chǎn)品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產(chǎn)品，第5，7類定義為資本與技術(shù)密集型產(chǎn)品。

3.按匯率是否經(jīng)過價(jià)格調(diào)整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實(shí)證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實(shí)際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實(shí)際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿(mào)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(jià)值。本文采用人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)來研究匯率變動對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于實(shí)際匯率(1nREER)，F(xiàn)DI(1nFDI)和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)（lnY）為時(shí)間序列，為了對時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)實(shí)證分析，首先需要對這些變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則可能導(dǎo)致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗(yàn)的方法，對各變量及其差分分別進(jìn)行檢驗(yàn)，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量

檢驗(yàn)?zāi)Ｐ皖愋?/p>

ADF統(tǒng)計(jì)量

ADF臨界值

是否平穩(wěn)

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(yàn)形式(C協(xié)整檢驗(yàn)，T，P)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)；**表示在三個(gè)臨界值的顯著性水平上不能拒絕非平穩(wěn)假設(shè)。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

在現(xiàn)實(shí)生活中我們會發(fā)現(xiàn)，雖然有一些經(jīng)濟(jì)變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合卻可能是平穩(wěn)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(guān)系，稱為協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Engle和Granger在1987年提出的協(xié)整理論，檢驗(yàn)因變量和解釋變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系主要是檢驗(yàn)回歸方程的殘差序列是否是一個(gè)平穩(wěn)序列。

使用Eviews5.0軟件對模型回歸估計(jì)，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(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

ADF統(tǒng)計(jì)值

-3.740000

1%臨界值

-2.66072

5%臨界值

-1.95502

10%臨界值

-1.60907

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，殘差序列拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，因此可以確定序列是平穩(wěn)序列，lnYt與lnFDIt、lnREERt之間存在協(xié)整關(guān)系，即福建省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與FDI、人民幣實(shí)際有效匯率之間存在長期均衡關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

本文以1985年至2010年的年度數(shù)據(jù)作為樣本區(qū)間．實(shí)證研究了人民幣匯率和FDI對福建省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明：首先，人民幣匯率與福建出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)為負(fù)向關(guān)系。人民幣實(shí)際匯率每升值1％，以工業(yè)制成品衡量的出口商品結(jié)構(gòu)(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(chǎn)品的影響可能會大于對工業(yè)制成品的影響，這種對于不同類型產(chǎn)品的差異性的“匯率壓力”長期影響可能將改變一國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)。其次，F(xiàn)DI流入對福建貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級有正向推動作用。我們了解到，F(xiàn)DI流入每增加1%，貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級約0.098%；可見外商直接投資的增加對貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級具有促進(jìn)作用，且其技術(shù)外溢、加快資本積累等作用主要體現(xiàn)在資本技術(shù)密集型產(chǎn)品的生產(chǎn)上論文服務(wù)。

目前福建省經(jīng)濟(jì)保持較高的增長速度，但主要是建立在高資源能耗的基礎(chǔ)上，整體看來福建省工業(yè)過多集中于低端產(chǎn)業(yè)，資源使用效率不高，長此以往我省資源利用過度會使得貿(mào)易條件不斷惡化。因此，貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級對我省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大的意義。

可以預(yù)見的是，在未來的幾年里，隨著人民幣匯率進(jìn)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(chǎn)品競爭力受到嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。雖然出口企業(yè)將面臨巨大的壓力， 但也得到了一個(gè)進(jìn)行貿(mào)易結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級的一個(gè)絕好機(jī)會。這種壓力將迫使企業(yè)進(jìn)一步提高產(chǎn)品質(zhì)量，進(jìn)行技術(shù)革新，提高生產(chǎn)效率協(xié)整檢驗(yàn)，降低生產(chǎn)成本，轉(zhuǎn)移一些原來僅憑低廉勞動力成本獲取競爭力的產(chǎn)業(yè)，放棄一些能耗高、污染大的低端產(chǎn)業(yè)，引進(jìn)技術(shù)先進(jìn)、附加值高、能源消耗少的高端產(chǎn)業(yè)。

為促進(jìn)福建省出口貿(mào)易發(fā)展和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)調(diào)整的順利實(shí)現(xiàn)，本文建議在制定相關(guān)政策時(shí)應(yīng)考慮以下三點(diǎn)：

1.目前，在金融危機(jī)尚未完全復(fù)蘇的背景下，穩(wěn)定人民幣匯率對出口恢復(fù)具有重要意義。人民幣匯率升值不利于出口的恢復(fù)，因此，短期內(nèi)維持人民幣匯率穩(wěn)定有助于外貿(mào)穩(wěn)定。但在制定中長期匯率政策時(shí)，要逐步適當(dāng)放寬人民幣匯率浮動的管理幅度，更多地發(fā)揮匯率對市場供求的調(diào)節(jié)、導(dǎo)向作用。

2.由于外商直接投資能夠促進(jìn)出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，因此，政府應(yīng)該繼續(xù)加大力度吸引外商直接投資。招商引資的重點(diǎn)應(yīng)該是能夠促進(jìn)福建省經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的、技術(shù)含量高的項(xiàng)目，特別是符合福建省產(chǎn)業(yè)政策的、能夠形成產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的項(xiàng)目，從而提高福建省的產(chǎn)業(yè)競爭力。

3.在產(chǎn)業(yè)變革轉(zhuǎn)型時(shí)期，政府應(yīng)該做好引導(dǎo)工作，提供相應(yīng)的政策制度環(huán)境，支持引導(dǎo)企業(yè)大力發(fā)展高附加值的資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，引進(jìn)先進(jìn)的生產(chǎn)設(shè)備與技術(shù)，利用好人民幣匯率升值為資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)創(chuàng)造的良好發(fā)展機(jī)會，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式。

注釋：

①《福建統(tǒng)計(jì)年鑒》

②《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》

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篇7

 

壓力管道的作業(yè)一般都在室外，敷設(shè)方式有架空、沿地、埋地，甚至經(jīng)常是高空作業(yè)，環(huán)境條件較差，質(zhì)量控制要求較高。由于質(zhì)量控制環(huán)節(jié)是環(huán)環(huán)相扣，有機(jī)結(jié)合，一個(gè)環(huán)節(jié)稍有疏忽，導(dǎo)致的都是質(zhì)量問題。根據(jù)壓力管道的施工要求，必須在人員、焊接、材料、過程檢驗(yàn)等方面強(qiáng)化管理，有針對性地采取各種技術(shù)措施，才能保證壓力管道的安裝質(zhì)量得到有效的控制。下面就有關(guān)方面進(jìn)行分析闡述。

一、人員素質(zhì)

對壓力管道焊接而言，最主要的人員是焊接責(zé)任工程師，其次是質(zhì)檢員、探傷人員及焊工。

1、焊接責(zé)任工程師是管道焊接質(zhì)量的重要負(fù)責(zé)人，主要負(fù)責(zé)一系列焊接技術(shù)文件的編制及審核簽發(fā)。畢業(yè)論文，安裝。如焊接性試驗(yàn)、焊接工藝評定及其報(bào)告、焊接方案以及焊接作業(yè)指導(dǎo)書等。因此，焊接責(zé)任工程師應(yīng)具有較為豐富的專業(yè)知識和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)、較強(qiáng)的責(zé)任心和敬業(yè)精神。經(jīng)常深入現(xiàn)場，及時(shí)掌握管道焊接的第一手資料；監(jiān)督焊工遵守焊接工藝紀(jì)律的自覺性；協(xié)助工程負(fù)責(zé)人共同把好管道焊接的質(zhì)量關(guān)；對質(zhì)檢員和探傷員的檢驗(yàn)工作予以支持和指導(dǎo)，對焊條的保管、烘烤及發(fā)放等進(jìn)行指導(dǎo)和監(jiān)督。

2、質(zhì)檢員和探傷人員都是直接進(jìn)行焊縫質(zhì)量檢驗(yàn)的人員，他們的每一項(xiàng)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)對評定焊接質(zhì)量的優(yōu)劣都有舉足輕重的作用。因此質(zhì)檢員和探傷員首先必須經(jīng)上級主管部門培訓(xùn)考核取得相應(yīng)的資格證書，持證上崗，并應(yīng)熟悉相關(guān)的標(biāo)準(zhǔn)、規(guī)程規(guī)范。還應(yīng)具有良好的職業(yè)道德，秉公執(zhí)法，嚴(yán)格把握檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)和尺度，不允許感情用事、弄虛作假。這樣才能保證其檢驗(yàn)結(jié)果的真實(shí)性、準(zhǔn)確性與權(quán)威性，從而保證管道焊接質(zhì)量的真實(shí)性與可靠性。

3、焊工是焊接工藝的執(zhí)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(xiàn)行《鍋爐壓力容器焊工考試規(guī)則》、《現(xiàn)場設(shè)備工業(yè)管道焊接工程施工及驗(yàn)收規(guī)范》的規(guī)定進(jìn)行考試，考試合格后，方可從事相應(yīng)的焊接施工。

二、焊接

焊接是壓力管道安裝施工的關(guān)鍵過程和主要過程, 控制好焊接質(zhì)量是預(yù)防產(chǎn)生不合格產(chǎn)品的重要措施。壓力管道的焊接應(yīng)從以下幾個(gè)方面加強(qiáng)管理。

1、焊接工藝評定及施焊工藝：焊接技術(shù)人員應(yīng)依據(jù)設(shè)計(jì)圖紙，有關(guān)施工規(guī)范及現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)焊接工藝評定并結(jié)合施工現(xiàn)場的實(shí)際條件制定切實(shí)可行的焊接工藝指導(dǎo)書。施工前對焊工和管工進(jìn)行技術(shù)交底，內(nèi)容包括焊接材料、工藝參數(shù)、焊前預(yù)熱、層間、后熱、熱處理的溫度和時(shí)間、對焊接材料的保管、使用以及無損檢測等各項(xiàng)要求。

2、坡口加工及清理：現(xiàn)場條件允許的情況下，應(yīng)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(zhì)量的表面層，清除范圍為坡口及其兩側(cè)母材不少于20毫米區(qū)域，并應(yīng)將凹凸不平處打磨平整。畢業(yè)論文，安裝。

3、定位/組對：管接頭組對應(yīng)在確認(rèn)坡口加工、清理質(zhì)量后進(jìn)行。管接頭的組對定位焊是保證焊接質(zhì)量、促使管接頭背面成形良好的關(guān)鍵，如果坡口形式、組對間隙、鈍邊大小不合適，易造成內(nèi)凹、焊瘤、未焊透等缺陷。組對間隙應(yīng)均勻，定位時(shí)應(yīng)保證接管的內(nèi)壁平齊、內(nèi)壁錯(cuò)邊量不超過管壁厚度的10%，且不應(yīng)大于15毫米。如壁厚不一致，應(yīng)按規(guī)定進(jìn)行修磨過渡。若焊接定位板時(shí)應(yīng)在焊管板角焊縫的同一方向。管件組對時(shí)應(yīng)墊置牢固，并應(yīng)采取措施防止焊接過程產(chǎn)生變形。定位焊時(shí)，應(yīng)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(huán)境因素是制約焊接質(zhì)量的重要因素之一,施焊環(huán)境應(yīng)符合以下幾方面條件：首先，焊接的環(huán)境溫度應(yīng)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(dāng)施工的環(huán)境溫度低于施焊材料的最低允許溫度時(shí)就應(yīng)該根據(jù)焊接工藝評定提出預(yù)熱要求來操作。另外,在實(shí)際焊接時(shí)的風(fēng)速不應(yīng)超過所選用焊接方法的相應(yīng)規(guī)定值。當(dāng)風(fēng)速超過規(guī)定值時(shí)應(yīng)備有防風(fēng)設(shè)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(hù)措施或采取措施仍達(dá)不到要求時(shí)應(yīng)停止施工作業(yè)。

三、材料管理

要提高壓力管道工程的質(zhì)量,首先必須從源頭抓起,在材料采購、驗(yàn)收環(huán)節(jié)把好關(guān)。

1、工程質(zhì)量創(chuàng)優(yōu)，材料質(zhì)量是基礎(chǔ)。采購材料時(shí)，必須要求供方提品樣本及出廠合格證，按規(guī)范要求進(jìn)行檢查驗(yàn)收、抽樣試驗(yàn)，對特殊材料必須送到檢測中心進(jìn)行試驗(yàn)，合格后方可使用。凡進(jìn)場的材料質(zhì)量不合格者，一概拒絕驗(yàn)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(shè)計(jì)圖紙的要求,如材料變更或代用,必須取得原設(shè)計(jì)單位的同意并辦理相關(guān)手續(xù)。

2、經(jīng)檢驗(yàn)合格的材料，現(xiàn)場材料員負(fù)責(zé)進(jìn)行入庫并對其登記上賬。畢業(yè)論文，安裝。有時(shí)現(xiàn)場某些材料規(guī)格很大，無法在庫房存放，故應(yīng)該選合適的露天場地存放，并做好防護(hù)工作。畢業(yè)論文，安裝。畢業(yè)論文，安裝。需要進(jìn)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(fā)放時(shí)，一定要核對材料的工程項(xiàng)目、規(guī)格、型號、材料和數(shù)量，以防有錯(cuò)?，F(xiàn)場使用的焊條必須烘干，操作人員用保溫桶領(lǐng)用，以防返潮。每一只桶內(nèi)只能領(lǐng)用同一牌號的焊條，以防錯(cuò)用，且一次最多不能超過5公斤，在桶內(nèi)存放時(shí)間不應(yīng)超過四小時(shí)，否則必須進(jìn)行重新烘干。焊絲一次領(lǐng)用數(shù)量不得超過最小包裝，使用前應(yīng)檢查表面的銹蝕、油污等雜質(zhì)是否清理干凈。氬弧焊所用氬氣純度應(yīng)不低于99.9%，且含水量不大于50ml/m3。

四、過程檢驗(yàn)

壓力管道安裝時(shí)常因過程控制不力,導(dǎo)致施工質(zhì)量不理想,因此對于壓力管道施工質(zhì)量的控制可以從以下幾方面來進(jìn)行。

(1)加強(qiáng)外觀檢驗(yàn),外觀檢驗(yàn)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(yàn)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(yàn)。這些檢驗(yàn)都為壓力管道質(zhì)量事故提出了預(yù)防的方法,使得事故及時(shí)發(fā)現(xiàn)并及時(shí)解決。畢業(yè)論文，安裝。

(2)加強(qiáng)無損檢測,加強(qiáng)無損檢測主要包括加強(qiáng)焊縫表面和焊縫內(nèi)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(nèi)部質(zhì)量。另外,還需要加強(qiáng)硬度測定,對有熱處理要求的壓力管道焊縫,還應(yīng)該測量焊縫及熱影響區(qū)的硬度值是否符合設(shè)計(jì)要求中有關(guān)項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定。

五、結(jié)束語

以上是我們在多年從事壓力管道安裝工程質(zhì)量體系管理工作中探索和總結(jié)出來的,希望能為從事壓力管道工程項(xiàng)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(xiàng)目的管理水平,促進(jìn)壓力管道管理的體系化、規(guī)范化進(jìn)程。

參考文獻(xiàn)

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中圖分類號：F290 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）07-0178-02

引言

進(jìn)入“十二五”時(shí)期，宜賓市面臨新的發(fā)展形勢：經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展處于重要戰(zhàn)略機(jī)遇期，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變?nèi)蝿?wù)更為緊迫。一方面，資源環(huán)境的承載能力對經(jīng)濟(jì)增長的約束越來越明顯，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變得日益緊迫；另一方面，區(qū)域發(fā)展格局面臨深刻調(diào)整，充分發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢，進(jìn)一步優(yōu)化資源配置，發(fā)展特色經(jīng)濟(jì)，加大區(qū)域分工與協(xié)作，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、一體化發(fā)展、互利共贏將成為中國“十二五”期間區(qū)域發(fā)展主基調(diào)?！笆濉睍r(shí)期，宜賓市經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展機(jī)遇和挑戰(zhàn)交織，但總體上機(jī)遇大于挑戰(zhàn)，仍處于加快發(fā)展的戰(zhàn)略機(jī)遇期，而且也具備加快發(fā)展的基礎(chǔ)和條件。

本文將就宜賓市經(jīng)濟(jì)承載力問題進(jìn)行研究，就經(jīng)濟(jì)承載力進(jìn)行探討，本文承載力概念囊括了傳統(tǒng)承載力，綜合考慮環(huán)境、資源、人口等因素，運(yùn)用綜合評價(jià)方法研究四川宜賓市的經(jīng)濟(jì)承載力狀況。本文研究可以為有關(guān)部門進(jìn)行科學(xué)決策、宏觀管理和政策分析提供技術(shù)支撐，為經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展實(shí)施提供可操作的建設(shè)性方案，具有一定的實(shí)踐意義。

一、綜合評價(jià)理論

（一）經(jīng)濟(jì)承載能力基本理論

經(jīng)濟(jì)承載能力是一個(gè)綜合性概念，是包含人口、資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)等因素共同作用的綜合體現(xiàn)，是四個(gè)方面的有機(jī)組合及其動態(tài)合力的結(jié)果。人口、資源、環(huán)境與經(jīng)濟(jì)對經(jīng)濟(jì)承載能力的最終影響既不是孤立的，也不是單向的，各系統(tǒng)之間是互相影響、相互作用的，它們之間存在“短板效應(yīng)”，當(dāng)某個(gè)系統(tǒng)達(dá)到承載極限時(shí)，其他系統(tǒng)的支撐作用就會驟然下降。此時(shí)承載能力水平就會遵循短邊原則，即單一某系統(tǒng)的突出表現(xiàn)并不會導(dǎo)致整個(gè)系統(tǒng)的更好的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)承載能力受條件最差的系統(tǒng)制約和影響。

（二）綜合評價(jià)方法

綜合評價(jià)方法是把多個(gè)描述被評價(jià)事物不同方面且量綱不同的指標(biāo)，轉(zhuǎn)化無量綱的相對評價(jià)值，并綜合這些評價(jià)值以得出對該事物一個(gè)整體評價(jià)的方法系。在多指標(biāo)綜合評價(jià)系統(tǒng)中，不同的評價(jià)指標(biāo)往往具有不同的量綱和量綱單位，這樣，各指標(biāo)之間存在著不可公度性。要想將它們納入統(tǒng)一的評價(jià)體系，應(yīng)首先將評價(jià)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，將指標(biāo)實(shí)際值轉(zhuǎn)化為指標(biāo)評價(jià)值。

二、宜賓市經(jīng)濟(jì)承載力評價(jià)與分析

（一）指標(biāo)的建立

筆者將評價(jià)經(jīng)濟(jì)承載力指標(biāo)進(jìn)行分層，目標(biāo)層為單一目標(biāo)即經(jīng)濟(jì)承載能力評價(jià)指標(biāo)；子系統(tǒng)包括人口系統(tǒng)、資源系統(tǒng)、環(huán)境系統(tǒng)、經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)4個(gè)分項(xiàng)指標(biāo)。

（二）指標(biāo)的賦權(quán)

層次分析法的需要值得注意的是進(jìn)行一致性檢驗(yàn)，以判斷判斷矩陣設(shè)置是否合理，本文判斷矩陣經(jīng)MEC軟件計(jì)算驗(yàn)證發(fā)現(xiàn)每個(gè)判斷矩陣都通過一致性檢驗(yàn)。

（三）承載力指數(shù)的計(jì)算

在上面得到的權(quán)重矩陣基礎(chǔ)之上，利用承載力（I）=∑（指標(biāo)數(shù)值x*指標(biāo)權(quán)數(shù)w）公式，選用宜賓市2010統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)和宜賓市第六次人口普查數(shù)據(jù)，我們計(jì)算得到2006—2010年宜賓市經(jīng)濟(jì)承載力指數(shù)（見表1）：

三、提升宜賓市經(jīng)濟(jì)承載能力的政策建議

人口方面，堅(jiān)持計(jì)劃生育的基本國策，控制地區(qū)內(nèi)人口的增長速度，消除人口過快增長對經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的負(fù)面影響；合理規(guī)劃宜賓市的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)，加大城市容納人口的能力，改進(jìn)農(nóng)村落后的生產(chǎn)方式，進(jìn)而縮小城鄉(xiāng)收入差距；提高宜賓市人口健康素質(zhì)，完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療管理體制，擴(kuò)大基本醫(yī)療保險(xiǎn)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(jié)約用地，大力推進(jìn)土地整合，適度開發(fā)石油天然氣和煤炭等化石資源開發(fā)要堅(jiān)持可持續(xù)發(fā)展的方針；加大可再生資源的重復(fù)利用。

環(huán)境方面，要從細(xì)節(jié)做起，可以監(jiān)測單位GDP能耗，控制能源消耗；加大對環(huán)保產(chǎn)業(yè)扶持，爭取環(huán)保技術(shù)早日轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)成果；做好重點(diǎn)生態(tài)環(huán)境和旅游勝地的保護(hù)工作，如蜀南竹海、石海侗鄉(xiāng)、長江上游的國家級自然保護(hù)區(qū)等等。

經(jīng)濟(jì)方面，整合經(jīng)濟(jì)資源，建設(shè)內(nèi)生性的經(jīng)濟(jì)增長機(jī)制十分必要，宜賓市需堅(jiān)持工業(yè)化道路，堅(jiān)持以信息化帶動工業(yè)化。一方面繼續(xù)發(fā)展傳統(tǒng)工業(yè)，如五糧液等，另一方面鼓勵應(yīng)用高新技術(shù)改造提升傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)企業(yè)通過自主創(chuàng)新掌握更多的核心技術(shù)、關(guān)鍵技術(shù)，促進(jìn)工業(yè)結(jié)構(gòu)升級；擴(kuò)大對外開放，保持宜賓市出口穩(wěn)定增長；支持具備條件的企業(yè)走出去，設(shè)立生產(chǎn)和研發(fā)基地，購并高新技術(shù)企業(yè)和研發(fā)機(jī)構(gòu)；大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，繼續(xù)大力發(fā)展旅游業(yè)，打造以蜀南竹海、石海洞鄉(xiāng)等“蜀南四絕”旅游勝地。與旅游產(chǎn)業(yè)相配套的飲食、娛樂、賓館等產(chǎn)業(yè)也需要大力發(fā)展，建設(shè)宜賓特色的旅游、飲食、娛樂、住宿一條龍產(chǎn)業(yè)鏈。

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篇9

中圖分類號：TS20-4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-7712 （2013） 02-0200-01

河南工業(yè)大學(xué)糧油食品類專業(yè)具有鮮明的專業(yè)特色和行業(yè)優(yōu)勢，學(xué)校始終將特色專業(yè)建設(shè)與提升放在首位。為支持河南省加快建設(shè)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)，鞏固提升農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位，保障國家糧食安全，發(fā)展主食工業(yè)化，河南工業(yè)大學(xué)糧油食品特色專業(yè)的人才培養(yǎng)質(zhì)量工作面臨新的挑戰(zhàn)，即培養(yǎng)面向國家和社會需要的創(chuàng)新型、工程應(yīng)用型人才。為了滿足食品工業(yè)發(fā)展對人才的需求，培養(yǎng)新形勢下的應(yīng)用型人才，使學(xué)生的專業(yè)技能和實(shí)踐能力大大提高，我們以提高糧油食品類專業(yè)工程能力為目的而對實(shí)踐教學(xué)進(jìn)行了改革和探索。

一、實(shí)驗(yàn)教學(xué)的改進(jìn)和完善

傳統(tǒng)的實(shí)驗(yàn)教學(xué)屬于灌輸式教育，沿用傳統(tǒng)“授人以魚”的方法，由教師在黑板上寫出實(shí)驗(yàn)?zāi)康?、原理、方法和步驟等進(jìn)行講解，學(xué)生按照教師的思路按部就班、機(jī)械地完成操作，不去思考研究實(shí)驗(yàn)構(gòu)思、實(shí)驗(yàn)配方的改進(jìn)和實(shí)驗(yàn)工藝流程、操作條件的確定。這種教學(xué)形式僵化，學(xué)生雖然參與了實(shí)驗(yàn)教學(xué)活動，但只是生搬硬套，為結(jié)果而進(jìn)行所謂的強(qiáng)化訓(xùn)練，實(shí)質(zhì)上是處于被動接受的狀態(tài)，缺乏學(xué)習(xí)的主動性和積極性，沒有創(chuàng)新意識和創(chuàng)新精神，對培養(yǎng)學(xué)生的實(shí)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(shí)驗(yàn)內(nèi)容上進(jìn)行了改革，將單一的驗(yàn)證性實(shí)驗(yàn)改為基礎(chǔ)性實(shí)驗(yàn)、設(shè)計(jì)性實(shí)驗(yàn)和綜合性實(shí)驗(yàn)等， 力求達(dá)到實(shí)驗(yàn)內(nèi)容的多樣性、綜合性、設(shè)計(jì)性、可選擇性，不僅豐富了實(shí)驗(yàn)內(nèi)容， 還有利于培養(yǎng)學(xué)生的實(shí)踐能力，激發(fā)學(xué)生的思維活動，提高學(xué)生探索新問題的興趣、認(rèn)識事物的綜合能力以及研究問題的能力，真正對學(xué)生的科研能力和綜合素質(zhì)起到了很好的鍛煉作用。改革后的實(shí)驗(yàn)教學(xué)無論是基礎(chǔ)實(shí)驗(yàn)還是綜合實(shí)驗(yàn)在教學(xué)模式上都不同于以往，改變了只進(jìn)行呆板的實(shí)驗(yàn)教學(xué)操作的傳統(tǒng)模式。基礎(chǔ)性實(shí)驗(yàn)中，注重實(shí)驗(yàn)過程， 淡化實(shí)驗(yàn)結(jié)果。同一實(shí)驗(yàn)內(nèi)容給不同小組安排不同的原料、配方和工藝參數(shù)，使學(xué)生在一個(gè)單元時(shí)間內(nèi)可以接觸到更多的信息。根據(jù)學(xué)生的操作情況和學(xué)生提問進(jìn)行指點(diǎn)和答疑，向?qū)W生說明該實(shí)驗(yàn)適用于的科研和工程實(shí)踐，培養(yǎng)學(xué)生的科研思維和工程意識，引導(dǎo)學(xué)習(xí)的遷移。

以強(qiáng)化學(xué)生動手能力、提高學(xué)生綜合素質(zhì)為目的，充分以學(xué)生為主體，開設(shè)綜合性和設(shè)計(jì)性實(shí)驗(yàn)。由5-6個(gè)人組成一組，在教師指定的范圍內(nèi)自選課題，通過查閱資料自行完成實(shí)驗(yàn)方案制定，并從實(shí)驗(yàn)原料準(zhǔn)備到產(chǎn)品的生產(chǎn)、品嘗、檢測，均由學(xué)生自主完成，教師及時(shí)對學(xué)生遇到的問題進(jìn)行啟發(fā)和提出建議。學(xué)生在完成一個(gè)產(chǎn)品的設(shè)計(jì)、研發(fā)、生產(chǎn)全過程的同時(shí)，不僅提高了實(shí)驗(yàn)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(fā)了學(xué)生學(xué)習(xí)食品專業(yè)的信心，對培養(yǎng)學(xué)生的思維能力、動手能力和主動性具有重要意義。

二、生產(chǎn)實(shí)習(xí)的改革與創(chuàng)新

生產(chǎn)實(shí)習(xí)是糧油食品類專業(yè)實(shí)踐教學(xué)的中心環(huán)節(jié)，是鍛煉學(xué)生實(shí)際工作能力、培養(yǎng)應(yīng)用型人才的根本保證。為此，我們從時(shí)間、地點(diǎn)、內(nèi)容、教學(xué)手段和方式等方面對生產(chǎn)實(shí)習(xí)環(huán)節(jié)進(jìn)行了改革和創(chuàng)新，主要體現(xiàn)在：一是實(shí)習(xí)周期的延長，為學(xué)生深入工廠、熟悉和掌握所學(xué)專業(yè)知識提供了充足的時(shí)間；二是實(shí)習(xí)地點(diǎn)和內(nèi)容更加多樣化，根據(jù)理論課程學(xué)習(xí)及專業(yè)發(fā)展的需求，安排學(xué)生先后到不同加工廠進(jìn)行實(shí)習(xí)，安排教學(xué)一線的骨干教師隨隊(duì)駐地指導(dǎo)，將學(xué)生課堂所學(xué)的全部理論知識在實(shí)踐生產(chǎn)中進(jìn)行全面強(qiáng)化；三是實(shí)踐教學(xué)方式轉(zhuǎn)變，從觀摩轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)場教學(xué)，從靜態(tài)教學(xué)轉(zhuǎn)變?yōu)閯討B(tài)教學(xué)，從講授式授課轉(zhuǎn)變?yōu)閱l(fā)、探究式教學(xué)。另外，與多家現(xiàn)代化食品企業(yè)和科研機(jī)構(gòu)合作并簽訂實(shí)習(xí)基地協(xié)議，進(jìn)行校外實(shí)習(xí)基地模式的改革與創(chuàng)新，走教學(xué)、科研、生產(chǎn)相結(jié)合的道路，實(shí)現(xiàn)高校教學(xué)與企業(yè)生產(chǎn)的結(jié)合，加快高?？萍汲晒霓D(zhuǎn)化。在實(shí)習(xí)基地配備了學(xué)生實(shí)習(xí)專用教室，并通過與企業(yè)聯(lián)合培養(yǎng)人才的模式，聘請了生產(chǎn)管理經(jīng)驗(yàn)豐富的多位企業(yè)導(dǎo)師，指導(dǎo)學(xué)生實(shí)習(xí)，部分企業(yè)承諾實(shí)習(xí)期間為學(xué)生安排如篩理設(shè)備檢修，提高學(xué)生對設(shè)備的認(rèn)識。

通過生產(chǎn)實(shí)習(xí)環(huán)節(jié)的改革，用企業(yè)的工程環(huán)境，切實(shí)提高了實(shí)踐環(huán)節(jié)的教學(xué)質(zhì)量，確保了實(shí)踐教學(xué)的效果，直接培養(yǎng)學(xué)生的工程能力，對于促進(jìn)創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)十分有益。

三、畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）的加強(qiáng)和提高

畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）是總結(jié)性實(shí)踐教學(xué)環(huán)節(jié)，是對學(xué)生在校期間所學(xué)知識的簡要回顧和總結(jié)，也是檢驗(yàn)學(xué)生工程設(shè)計(jì)能力的重要手段，能使學(xué)生綜合應(yīng)用所學(xué)的各種理論知識和技能，對其能力的培養(yǎng)和提高有著重要的影響。工科專業(yè)特別是特色專業(yè)畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）指導(dǎo)思想必須大力倡導(dǎo)培養(yǎng)大學(xué)生的實(shí)踐能力，使畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）與生產(chǎn)實(shí)際相結(jié)合，克服傳統(tǒng)工科教育“理論脫離實(shí)際”的弊端。針對以往的畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）實(shí)踐教學(xué)中專業(yè)特色強(qiáng)化不足與工程實(shí)踐能力有待提高等問題，構(gòu)建了以提高畢業(yè)生工程實(shí)踐能力、培養(yǎng)卓越工程師為目標(biāo)的畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）的產(chǎn)學(xué)結(jié)合模式，重點(diǎn)進(jìn)行校企結(jié)合畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）的模式研究與實(shí)踐：以學(xué)校教師為主的校企模式探討和以企業(yè)為主、學(xué)校教師結(jié)合模式探討和研究。以學(xué)校教師為主的校企模式主要探討在教師指導(dǎo)下結(jié)合企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新實(shí)際而進(jìn)行的畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）模式創(chuàng)新；以企業(yè)為主、學(xué)校教師結(jié)合模式主要研究以企業(yè)急需技術(shù)創(chuàng)新為目的、現(xiàn)場解決企業(yè)技術(shù)難題的畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）模式。通過在畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）過程中實(shí)施該模式，不斷創(chuàng)新和改革實(shí)踐教學(xué)體系，有效增強(qiáng)了學(xué)生的工程實(shí)踐能力和科技創(chuàng)新能力。

四、小結(jié)

通過對實(shí)驗(yàn)教學(xué)內(nèi)容進(jìn)行改進(jìn)和完善，對生產(chǎn)實(shí)習(xí)進(jìn)行改革和創(chuàng)新，對畢業(yè)設(shè)計(jì)（論文）進(jìn)行加強(qiáng)和提高，有助于提高糧油食品類專業(yè)工程能力，培養(yǎng)滿足社會需求的高素質(zhì)應(yīng)用型人才。

參考文獻(xiàn)：

篇10

中圖分類號：F12 文獻(xiàn)標(biāo)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(shù)模型：lnY=β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+μ

其中，Y代表各城市PM2.5的數(shù)值，X1代表城市面積，X2代表城市人口數(shù)，X3代表機(jī)動車輛的數(shù)量，X4代表城市工業(yè)增加值，μ代表常數(shù)。

通過查閱搜集了各城市2013年的因變量PM2.5以及四個(gè)解釋變量的原始數(shù)據(jù)?？紤]到有些數(shù)值太大不便于后文的分析，則以紹興數(shù)據(jù)為基準(zhǔn)，定量100，由比例得其余各城市的數(shù)據(jù)相對值。北京采用車輛限行，取相對值的五分之一。原始數(shù)據(jù)和標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)據(jù)匯總得到表1：

（二）方程擬合與計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

用SAS軟件進(jìn)行方程擬合，擬合結(jié)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(shù)β1的估計(jì)值為-0.11722，其對應(yīng)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(shù)與0差異化最小的X2，用X1、X3和X4重新擬合方程，得結(jié)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(shù)檢驗(yàn)，得到擬合模型的最終結(jié)果：

lnY=-0.11668lnX1+0.22010lnX3+0.06948lnX4+3.39109

由結(jié)果可知，PM2.5主要由城市面積大小、機(jī)動車數(shù)量和工業(yè)增加值決定。

二、正交試驗(yàn)設(shè)計(jì)分析

（一）直觀分析

選取上頁表1中PM2.5最低的兩個(gè)城市和作為標(biāo)準(zhǔn)的城市，把這三個(gè)城市的數(shù)據(jù)作為因素的水平，用L9（3*4）正交表處理，數(shù)據(jù)表格如下：

表2 實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)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(gè)城市間PM2.5出現(xiàn)差異的最主要因素是機(jī)動車輛數(shù)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(shí)所引起的試驗(yàn)結(jié)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(shí)驗(yàn)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，F(xiàn)X3==976.3366，F(xiàn)X4==188.4851

三個(gè)因素的F值都大于臨界值F0.05（2，2）=19.000，說明三個(gè)因素對PM2.5都有顯著影響，又因?yàn)?76.3366最大，所以城市機(jī)動車數(shù)量對PM2.5的影響最大。使得PM2.5達(dá)到最小值的最優(yōu)組合是X11X31X41，也就是拉薩的數(shù)據(jù)。

三、結(jié)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(shù)據(jù)、擬合分析方程，最終得到結(jié)果，給如何減少PM2.5提供理論上的依據(jù)。

從論文的最終結(jié)果來看，對PM2.5影響最大的是城市的機(jī)動車數(shù)量，其次是城市的工業(yè)增加值的影響，最后是城市面積大小對PM2.5的影響?？紤]到城市面積和另外兩個(gè)因素相比影響較小，以及社會成本問題，應(yīng)優(yōu)先處理前兩個(gè)因素。

參考文獻(xiàn)：

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Statistical Analysis of the PM2.5

GUO Kang，MENG Xian-yun