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

篇1

專業(yè)

考核課程

報名時間

報名方式

考核時間

實施單位

報名聯(lián)系電話

通信信息管理（專）

所有實驗

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）

所有實驗

計算機(jī)及應(yīng)用（專）

所有實驗

機(jī)電一體化工程（專）

所有實驗

計算機(jī)信息管理（專）

所有實驗

機(jī)電一體化工程（本）

所有實驗

計算機(jī)及應(yīng)用（本）

所有實驗

計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)（本）

所有實驗

計算機(jī)信息管理（本）

所有實驗

工業(yè)工程（本）

所有實驗

機(jī)電一體化工程（本）

畢業(yè)設(shè)計

2017年12月

2018年3月中上旬

工業(yè)工程（本）

畢業(yè)設(shè)計

計算機(jī)及應(yīng)用（本）

畢業(yè)設(shè)計

計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)（本）

畢業(yè)設(shè)計

計算機(jī)信息管理（本）

畢業(yè)設(shè)計

房屋建筑工程（專）

所有實踐課程

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）

所有實踐課程

環(huán)境藝術(shù)設(shè)計（本）

所有技術(shù)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(huán)境藝術(shù)設(shè)計（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）

實踐課程

2018年6月

電話報名

2018年7月

護(hù)理學(xué)（專）

1、生化實驗2、病理實驗3、藥理實驗4、臨床實習(xí)5、生理實驗

2017年12月

網(wǎng)上報考

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

環(huán)境影響與評價

有機(jī)化學(xué)（二）

信器分析（一）

2018年3月9日

現(xiàn)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(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

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)管理與實務(wù)（實踐）

2018年3月10日上午

028-84760255

學(xué)前教育（專）

幼兒教師實習(xí)指導(dǎo)（實踐）

028-84760713

學(xué)前教育（本）

幼兒教師教研指導(dǎo)（實踐）

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)校自考辦報名

2018年3月

成都師范學(xué)院自考辦

028-66054321

cdnu.edu.cn

會計（本）

畢業(yè)論文

2017年11月14日至11月24日

網(wǎng)上報名

Swufe-online.com

2018年3月24日

西南財經(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、所有實驗

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

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）

所有實踐課程、畢業(yè)設(shè)計（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

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

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)（實踐）

汽車檢測診斷技術(shù)（實踐）

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

電氣工程與自動化（本）

電力電子技術(shù)（實踐）

單片機(jī)原理及應(yīng)用（實踐）

自動控制原理（一）（實踐）

工業(yè)過程與過程控制（實踐）

計算機(jī)控制系統(tǒng)（實踐）

畢業(yè)設(shè)計

工程管理（本）

畢業(yè)設(shè)計

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)郵箱報名(郵箱:1277155636@qq.com)、現(xiàn)場報名

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（實踐）

Photoshop圖形處理（實踐）

計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)基本原理（實踐）

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日報到及開始實踐性環(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、出口報關(guān)、辦理保險、繕制單據(jù)、出口收匯核銷、出口退稅；必要時，還有出口索賠。

進(jìn)口貿(mào)易的基本程序通常也包括三個階段：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、買匯、審核單據(jù)、進(jìn)口付匯核銷、進(jìn)口報關(guān)、檢驗貨物；必要時，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)實踐教學(xué)存在的問題

2.1 實習(xí)與畢業(yè)論文相互脫節(jié)

實習(xí)是學(xué)生在系統(tǒng)地完成專業(yè)教學(xué)計劃所規(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，去研究和探討實際問題的實踐鍛煉，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)計工作的初步訓(xùn)練。但是，由于外貿(mào)業(yè)務(wù)量大，一項外貿(mào)業(yè)務(wù)涉及時間較長，從發(fā)盤到完成業(yè)務(wù)全過程可能經(jīng)歷幾個月甚至更長的時間，而專業(yè)認(rèn)識實習(xí)、專業(yè)實習(xí)、畢業(yè)實習(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)，這樣就造成了實習(xí)的非系統(tǒng)性，畢業(yè)論文選題、開題與實習(xí)脫節(jié)，難免脫離實際，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)計組織難度大

通過課程設(shè)計考查學(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。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、商品的檢驗、貨款的收付以及索賠等。教師在進(jìn)行課程設(shè)計時，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 實習(xí)與畢業(yè)論文相互銜接

我們首先對原有的時間短而又分散的專業(yè)認(rèn)識實習(xí)、專業(yè)實習(xí)和畢業(yè)實習(xí)進(jìn)行了整合，統(tǒng)一調(diào)整為四周的專業(yè)實習(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)實習(xí)安排在第八學(xué)期前四周進(jìn)行，畢業(yè)論文分兩個階段，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)實習(xí)恰好置于畢業(yè)論文的兩個階段中間。

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用性；在接下來的四周專業(yè)實習(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)。

通過實習(xí)與畢業(yè)論文相互銜接，可以使學(xué)生在實習(xí)單位親歷一筆完整的外貿(mào)業(yè)務(wù)，同時也可以使學(xué)生的畢業(yè)論文選題、開題、撰寫等環(huán)節(jié)緊密聯(lián)系實際，非常有利于學(xué)生的實踐能力、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)用到實際。

3.3 情景模擬組織課程設(shè)計

為了解決國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專業(yè)課程設(shè)計難以組織的問題，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)的實際操作，進(jìn)行模擬訓(xùn)練，可以對出口報價、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)家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《經(jīng)濟(jì)史理論》）中也指出，英國的工業(yè)革命實際上得益于18世紀(jì)早期在英國發(fā)生的金融革命，因為一些主要科技發(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)革命時代依靠實踐經(jīng)驗總結(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)新提供大量的財政投人，還應(yīng)積極出資成立風(fēng)險投資機(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(chuàng)新融資支持的實證研究，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)新功能實現(xiàn)的實證檢驗”，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，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(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)行計量實證分析，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，因為從產(chǎn)出角度來衡量可以更加客觀地評價科技創(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)計年鑒》的“科技成果”統(tǒng)計分項中，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項統(tǒng)計指標(biāo)，分別記為PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，數(shù)據(jù)的時間跨度為1987-2009年，計量調(diào)整后的有效數(shù)據(jù)為1988-2008年共21年統(tǒng)計數(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，消除時間序列中可能存在的異方差，因此，我們對以上5個指標(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個一致指標(biāo)的總體變動情況，從現(xiàn)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(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(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)險投資市場上的風(fēng)險資本等，由于目前的統(tǒng)計年鑒只能給出政府的財政科技撥款一項，無法統(tǒng)計出財政對科技創(chuàng)新的種種間接財政支持，同時統(tǒng)計資料也無法細(xì)分出企業(yè)的科技貸款以及證券市場上的科技專項融資，因此我們選用政府的財政科技撥款、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)，是因為我們認(rèn)為科技創(chuàng)新是一個長期投入的過程（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)計指標(biāo)時間跨度較大（1987-2009年），而這期間我國價格波動很大，依據(jù)科技創(chuàng)新的特點(diǎn)，我們對金融統(tǒng)計指標(biāo)進(jìn)行了價格調(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)投資價格指數(shù)，W為消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI），并以1986年的價格指數(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)計項，從《中國科技統(tǒng)計年鑒》中選取“國家財政科技撥款”統(tǒng)計項，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 計量模型構(gòu)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(jìn)行檢驗。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

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，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(xié)整方程，因此各變量通過了協(xié)整關(guān)系檢驗，說明這5個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個檢驗標(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

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(shù)關(guān)系如何，而是分析系統(tǒng)的動態(tài)特征，即每個內(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)分析來實現(xiàn)，只有通過穩(wěn)定性檢驗的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，這表明財政科技撥款將所受外部某一正沖擊經(jīng)政府財政預(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變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，通過分析每一個結(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，隨著時間的推移，各個金融變量的貢獻(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)率隨時間穩(wěn)步增長，在第10期達(dá)到最大，接近12%；財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，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，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，計量模型檢驗表明，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，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)境政策項目管理論文，結(jié)果是每個國家都會采取比沒有國際經(jīng)濟(jì)競爭時更低的環(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，其產(chǎn)品價格就會比在母國生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價格相應(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)， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉(zhuǎn)[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發(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(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)計年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)整理項目管理論文，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?。ㄊ校閺V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省（市）FDI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)模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時序樣本點(diǎn)上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計的有效性。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)模型估計之前，需要檢驗樣本數(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項目管理論文，2，…，T

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

H1:個體變量系數(shù)相等；H2:截距項和個體變量系數(shù)都相等。

如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數(shù)混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設(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)、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數(shù)量為N，面板時間跨度為T，根據(jù)Wald定理在H2假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)計量F2項目管理論文，在H1假設(shè)條件下構(gòu)建統(tǒng)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(tǒng)計量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)檢驗假設(shè)H1。反之，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合無個體影響的不變系數(shù)模型。若計算得到的統(tǒng)計量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?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點(diǎn)，工業(yè)廢水排放量將減少0.0835個百分點(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)計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點(diǎn)，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1504個百分點(diǎn)。

表2 中部地區(qū)LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計結(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(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個百分點(diǎn)，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1521個百分點(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)計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點(diǎn)，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2631個百分點(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，其他省（市）t統(tǒng)計量不顯著。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(diǎn)，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2609個百分點(diǎn)，其次是吉林項目管理論文，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)計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統(tǒng)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(diǎn)，工業(yè)粉塵排放量將減少0.3797個百分點(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?。ㄊ校┑膖統(tǒng)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(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%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他?。ㄊ校┫啾然貧w結(jié)果反差很大，其他?。ㄊ校﹖統(tǒng)計量不顯著。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(diǎn)，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量將減少0.2256個百分點(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%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統(tǒng)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(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)計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點(diǎn)，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點(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個百分點(diǎn)，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點(diǎn)項目管理論文，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)驗調(diào)整中國FDI的區(qū)位和產(chǎn)業(yè)分布。東部和中部?。ㄊ校┑腇DI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，這可能是因為中國的FDI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，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，是一個國家進(jìn)行國際經(jīng)濟(jì)活動時最重要的綜

合性價格指標(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)可能因為人民幣升值被擠出市場，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 因果檢驗以及協(xié)整檢驗等計量分析方法，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因果檢驗以及協(xié)整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經(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)行實證分析，得出的主要結(jié)論是:實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，對福建省人民幣實際有效匯率對進(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實證研究，結(jié)果顯示，人民幣實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，缺乏對這個問題深入的實證分析。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)實意義。

三、 實證分析

（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)出口商品的相對價格，而影響進(jìn)出口商品相對價格的關(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，并且這個效應(yīng)因地區(qū)和時間不同而有所差異。因此，本文在協(xié)整分析時考慮三個重要變量：貿(mào)易結(jié)構(gòu)，匯率和FDI，為避免經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，建立模型：

lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt

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

（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(tǒng)計。

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，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)過價格調(diào)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(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值。本文采用人民幣實際有效匯率指數(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

由于實際匯率(1nREER)，F(xiàn)DI(1nFDI)和出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)（lnY）為時間序列，為了對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)實證分析，首先需要對這些變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，否則可能導(dǎo)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(jìn)行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結(jié)果如下：

表1ADF檢驗結(jié)果

變量

檢驗?zāi)Ｐ皖愋?/p>

ADF統(tǒng)計量

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：檢驗形式(C協(xié)整檢驗，T，P)分別表示單位根檢驗方程包含常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；**表示在三個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

在現(xiàn)實生活中我們會發(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)系主要是檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)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(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如下：

ADF統(tǒng)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(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，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)整的順利實現(xiàn)，本文建議在制定相關(guān)政策時應(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，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)計年鑒》

②《中國統(tǒng)計年鑒》

參考文獻(xiàn)

[1]劉傳哲，陳寒凝，賈彥利.實際匯率對江蘇省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響分析[J].中國礦業(yè)大學(xué)學(xué)報，2004(3).

[2]沈丹紅，壽志敏.人民幣升值對我國出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響陰[J].商場現(xiàn)代化，2007(10) .

[3]馬丹，許少強(qiáng).中國貿(mào)易收支、貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣實際有效匯率[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005(6).

[4]郭晶，洪詩茜，應(yīng)匯康.人民幣匯率變動對浙江出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(guān)系的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2005(9).

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、焊接工藝評定及其報告、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)知識和實踐經(jīng)驗、較強(qiáng)的責(zé)任心和敬業(yè)精神。經(jīng)常深入現(xiàn)場，及時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)量檢驗的人員，他們的每一項檢驗數(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結(jié)果的真實性、準(zhǔn)確性與權(quán)威性，從而保證管道焊接質(zhì)量的真實性與可靠性。

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)場的實際條件制定切實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(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，定位時應(yīng)保證接管的內(nèi)壁平齊、內(nèi)壁錯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。若焊接定位板時應(yīng)在焊管板角焊縫的同一方向。管件組對時應(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，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,在實際焊接時的風(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，必須要求供方提品樣本及出廠合格證，按規(guī)范要求進(jìn)行檢查驗收、抽樣試驗，對特殊材料必須送到檢測中心進(jìn)行試驗，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)計圖紙的要求,如材料變更或代用,必須取得原設(shè)計單位的同意并辦理相關(guān)手續(xù)。

2、經(jīng)檢驗合格的材料，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，一定要核對材料的工程項目、規(guī)格、型號、材料和數(shù)量，以防有錯?，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，以防錯用，且一次最多不能超過5公斤，在桶內(nèi)存放時間不應(yīng)超過四小時，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

壓力管道安裝時常因過程控制不力,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,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(zhì)量事故提出了預(yù)防的方法,使得事故及時發(fā)現(xiàn)并及時解決。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)計要求中有關(guān)項的標(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(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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2、張西庚.壓力管道安裝質(zhì)量保證指南.2002.9；

3、田金柱.壓力管道施工焊接質(zhì)量控制[J].管道技術(shù)與設(shè)備,2008(3):46～47；

篇8

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)展實施提供可操作的建設(shè)性方案，具有一定的實踐意義。

一、綜合評價理論

（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)某個系統(tǒng)達(dá)到承載極限時，其他系統(tǒng)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(tǒng)的突出表現(xiàn)并不會導(dǎo)致整個系統(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(biāo)，轉(zhuǎn)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(biāo)綜合評價系統(tǒng)中，不同的評價指標(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)一的評價體系，應(yīng)首先將評價指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，將指標(biāo)實際值轉(zhuǎn)化為指標(biāo)評價值。

二、宜賓市經(jīng)濟(jì)承載力評價與分析

（一）指標(biāo)的建立

筆者將評價經(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個分項指標(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，以判斷判斷矩陣設(shè)置是否合理，本文判斷矩陣經(jīng)MEC軟件計算驗證發(fā)現(xiàn)每個判斷矩陣都通過一致性檢驗。

（三）承載力指數(shù)的計算

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)計年鑒數(shù)據(jù)和宜賓市第六次人口普查數(shù)據(jù)，我們計算得到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，堅持計劃生育的基本國策，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，宜賓市需堅持工業(yè)化道路，堅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。

參考文獻(xiàn)：

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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踐教學(xué)進(jìn)行了改革和探索。

一、實驗教學(xué)的改進(jìn)和完善

傳統(tǒng)的實驗教學(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驗?zāi)康摹⒃?、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，不去思考研究實驗構(gòu)思、實驗配方的改進(jìn)和實驗工藝流程、操作條件的確定。這種教學(xué)形式僵化，學(xué)生雖然參與了實驗教學(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(nèi)容上進(jìn)行了改革，將單一的驗證性實驗改為基礎(chǔ)性實驗、設(shè)計性實驗和綜合性實驗等， 力求達(dá)到實驗內(nèi)容的多樣性、綜合性、設(shè)計性、可選擇性，不僅豐富了實驗內(nèi)容， 還有利于培養(yǎng)學(xué)生的實踐能力，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。改革后的實驗教學(xué)無論是基礎(chǔ)實驗還是綜合實驗在教學(xué)模式上都不同于以往，改變了只進(jìn)行呆板的實驗教學(xué)操作的傳統(tǒng)模式。基礎(chǔ)性實驗中，注重實驗過程， 淡化實驗結(jié)果。同一實驗內(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)生在一個單元時間內(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生說明該實驗適用于的科研和工程實踐，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)計性實驗。由5-6個人組成一組，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驗方案制定，并從實驗原料準(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)生在完成一個產(chǎn)品的設(shè)計、研發(fā)、生產(chǎn)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(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)實習(xí)的改革與創(chuàng)新

生產(chǎn)實習(xí)是糧油食品類專業(yè)實踐教學(xué)的中心環(huán)節(jié)，是鍛煉學(xué)生實際工作能力、培養(yǎng)應(yīng)用型人才的根本保證。為此，我們從時間、地點(diǎn)、內(nèi)容、教學(xué)手段和方式等方面對生產(chǎn)實習(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間；二是實習(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)行實習(xí)，安排教學(xué)一線的骨干教師隨隊駐地指導(dǎo)，將學(xué)生課堂所學(xué)的全部理論知識在實踐生產(chǎn)中進(jìn)行全面強(qiáng)化；三是實踐教學(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)合作并簽訂實習(xí)基地協(xié)議，進(jìn)行校外實習(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。在實習(xí)基地配備了學(xué)生實習(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)驗豐富的多位企業(yè)導(dǎo)師，指導(dǎo)學(xué)生實習(xí)，部分企業(yè)承諾實習(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)實習(xí)環(huán)節(jié)的改革，用企業(yè)的工程環(huán)境，切實提高了實踐環(huán)節(jié)的教學(xué)質(zhì)量，確保了實踐教學(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（論文）的加強(qiáng)和提高

畢業(yè)設(shè)計（論文）是總結(jié)性實踐教學(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)，也是檢驗學(xué)生工程設(shè)計能力的重要手段，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（論文）指導(dǎo)思想必須大力倡導(dǎo)培養(yǎng)大學(xué)生的實踐能力，使畢業(yè)設(shè)計（論文）與生產(chǎn)實際相結(jié)合，克服傳統(tǒng)工科教育“理論脫離實際”的弊端。針對以往的畢業(yè)設(shè)計（論文）實踐教學(xué)中專業(yè)特色強(qiáng)化不足與工程實踐能力有待提高等問題，構(gòu)建了以提高畢業(yè)生工程實踐能力、培養(yǎng)卓越工程師為目標(biāo)的畢業(yè)設(shè)計（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（論文）的模式研究與實踐：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)新實際而進(jìn)行的畢業(yè)設(shè)計（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（論文）模式。通過在畢業(yè)設(shè)計（論文）過程中實施該模式，不斷創(chuàng)新和改革實踐教學(xué)體系，有效增強(qiáng)了學(xué)生的工程實踐能力和科技創(chuàng)新能力。

四、小結(jié)

通過對實驗教學(xué)內(nèi)容進(jìn)行改進(jìn)和完善，對生產(chǎn)實習(xí)進(jìn)行改革和創(chuàng)新，對畢業(yè)設(shè)計（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）方程擬合與計量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗

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，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、正交試驗設(shè)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(biāo)準(zhǔn)的城市，把這三個城市的數(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 實驗數(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所引起的試驗結(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，F(xiàn)X3==976.3366，F(xiàn)X4==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(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)先處理前兩個因素。

參考文獻(xiàn)：

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Statistical Analysis of the PM2.5

GUO Kang，MENG Xian-yun