工业分析检验论文模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇工业分析检验论文，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

专业

考核课程

报名时间

报名方式

考核时间

实施单位

报名联系电话

通信信息管理（专）

所有实验

2018年3月

电话或到学校自考办

（电子科技大学继续教育学院406室，成都市一环路东一段240号）

2018年5月上旬

电子科技大学

自考办

028-83202390

uestcedu.com/

电子技术（专）

所有实验

计算机及应用（专）

所有实验

机电一体化工程（专）

所有实验

计算机信息管理（专）

所有实验

机电一体化工程（本）

所有实验

计算机及应用（本）

所有实验

计算机网络（本）

所有实验

计算机信息管理（本）

所有实验

工业工程（本）

所有实验

机电一体化工程（本）

毕业设计

2017年12月

2018年3月中上旬

工业工程（本）

毕业设计

计算机及应用（本）

毕业设计

计算机网络（本）

毕业设计

计算机信息管理（本）

毕业设计

房屋建筑工程（专）

所有实践课程

2017年12月上、中旬

到学校自考办（西南交通大学远程与继续教育学院5408房间）

2018年3月中旬

西南交通大学自考办

028-87600449

建筑工程（本）

所有实践课程

环境艺术设计（本）

所有技术法考试

工程造价管理（本）

所有实践课程

物流管理（本）

所有实践课程

工程造价管理（专）

所有实践课程

环境艺术设计（本）

毕业论文

2017年12月上、中旬

2018年3月下旬

建筑工程（本）

毕业论文

文化产业（本）

毕业论文

工程造价管理（本）

毕业论文

2017年12月上、中旬

到学校自考办（西南交通大学远程与继续教育学院5408房间）

2018年3月下旬

西南交通大学自考办

028-87600449

物流管理（本）

毕业论文

电子商务（本）

毕业论文

英语（专）

英语（本）

听力 、 口语

口译与听力

2018年3月1日至3月29日

网上报考

2018年4月21日

西华师大自考办

内江师院自考办

四川大学自考办

西科大自考办

sc.51100.net

028-82009200

国际贸易（本）

毕业论文

2017年12月1日至12月15日

2018年3月下旬

四川大学

自考办

51100.net

028-85412537

联系人：邱老师

法律（本）

毕业论文

公共事业管理（本）

毕业论文

行政管理（本）

毕业论文

英语（本）

毕业论文

新闻学（本）

毕业论文

旅游管理（本）

毕业论文

对外汉语（本）

毕业论文

中英合作商务管理（本）

毕业论文

中英合作金融管理（本）

毕业论文

美术教育（专）

实践课程

2018年6月

电话报名

2018年7月

护理学（专）

1、生化实验2、病理实验3、药理实验4、临床实习5、生理实验

2017年12月

网上报考

2018年3月至6月

人力资源管理（本）

毕业论文

2017年12月1日至12月15日

2018年3月下旬

汉语言文学（本）

毕业论文

2017年11月

网上报考

2018年3月

四川师范大学自考办

crjy.sicnu.edu.cn

028-84760759

数学教育（本）

毕业论文

汉语言文学教育（本）

毕业论文

物业管理（本）

毕业论文

应用化学（本）

毕业论文

学前教育（本）

毕业论文

社会工作与管理（本）

毕业论文

应用化学（本）

微生物学与微生物学检验

环境影响与评价

有机化学（二）

信器分析（一）

2018年3月9日

现场报名

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

四川师范大学自考办

028-84760802

应用化学（专）

微生物学

无机化学（二）

分析仪器结构与维护

工业分析

食品理化检验

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

物业管理（本）

物业管理与实务（实践）

2018年3月10日上午

028-84760255

学前教育（专）

幼儿教师实习指导（实践）

028-84760713

学前教育（本）

幼儿教师教研指导（实践）

教育管理（本）

毕业论文

2017年12月30日之前

网上查询细则，材料邮寄学校自考办报名

2018年3月

成都师范学院自考办

028-66054321

cdnu.edu.cn

会计（本）

毕业论文

2017年11月14日至11月24日

网上报名

Swufe-online.com

2018年3月24日

西南财经大学自考办

028-87352955

联系人：尹晓瑾

金融（本）

毕业论文

工商企业管理（本）

毕业论文

财税（本）

毕业论文

市场营销（本）

毕业论文

经济学（本）

毕业论文

营养食品与健康（本）

1、所有实验

2、毕业论文

2017年12月1日至2018年1月15日

电话或到学校自考办报名，四川理工学院继续教育学院：四川理工学院汇北校区食堂4楼408办公室

2018年3月中下旬

四川理工学院自考办

0813-5505572

联系人：张老师

电子商务（专）

1、课程考核

2、课程设计

2017年12月

到学校自考办

1、2018年3月第1周

2、2018年3月上旬

成都信息工程大学自考办

028-87077790

联系人：梁老师

小学教育（本）

毕业论文

2017年12月

电话或到学校自考办

2018年3月

西华师范大学自考办

0817-2314317

13219131715姚老师

体育教育（本）

毕业论文

2018年1月4日至10日（法定假日除外）

电话或到学校自考办（成都体育学院继续教育处306室）

2018年3月14日报到，3月15日考核

成都体育学院自考办

028-85050130

数字媒体艺术（本）

所有实践课程、毕业设计（开题、答辩）

2017年12月4日至2018年1月15日

信函或到学校自考办

2018年3月下旬

西南科技大学自考办

0816-6089268

zk.swust.net.cn/

信息管理与服务（本）

机械制造与自动化（本）

电子信息技术（本）

建筑经济管理（本）

物流管理（专）

实践课程

2018年3月12日

到学校成教院

2018年3月26日

四川交通职业技术学院

028-85094025

秘书学（本）

毕业设计

2017年12月1日至12月30日

到学校自考办

2018年4月初

成都学院

自考办

028-84612006

联系人：李老师

乡（镇）村管理（专）

所有实践

2017年12月

信函、电话或到学校自考办

2018年3月第2周

四川农业大学自考办

0835-2885763

林业及园林高新技术与管理（本）

毕业设计

2017年12月

2018年3月第2周

汽车服务工程（本）

汽车电子控制技术（实践）

汽车检测诊断技术（实践）

2017年12月1日至12月8日

到学校自考办

2018年3月下旬

西华大学

自考办

028-87721841

毕业设计

电气工程与自动化（本）

电力电子技术（实践）

单片机原理及应用（实践）

自动控制原理（一）（实践）

工业过程与过程控制（实践）

计算机控制系统（实践）

毕业设计

工程管理（本）

毕业设计

2017年12月1日至12月10日

网上查询细则(网址:jjy.pzhu.cn)邮箱报名(邮箱:1277155636@qq.com)、现场报名

2018年3月1日

攀枝花学院

自考办

0812-3372897

信息技术教育（本）

数据库Visual Foxpro及学校应用（实践）

Photoshop图形处理（实践）

计算机网络基本原理（实践）

毕业论文

2017年11月10日至11月30日

2017年12月2日至12月20日（论文）

到学校自考办（绵阳师范学院数学与计算机科学学院自学考试办公室一楼410房间）

2018年1月10日报到及开始实践性环节考核

2018年1月6日论文答辩

篇2

［中图分类号］G642.0 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）10-0160-02

1 国际经济与贸易专业人才需求现状

独立学院国际经济与贸易专业主要是面向企业培养其所需人才。自从我国加入WTO以来，我国对外贸易权的管理方式由原来的审批制改为备案登记制，准入门槛降低后，具有进出口经营权的企业大幅度增加。由于国际贸易特殊的贸易环境和运作惯例，外经贸业务工作具有较高的风险性、较强的专业性。企业作为自主经营、自负盈亏的独立法人，在员工招聘中倾向于录用动手能力强、能够直接进入业务状态的外贸人才。对于中小企业而言，业务量不大、设岗较少，要求外贸应用型人才具有全面的操作技能和综合应用能力；对于大型企业而言，业务量大、部门分解较细、设岗较多，要求外贸应用型人才具有过硬的专门操作技能和独立解决问题能力。无论是大企业，还是中小企业，他们的贸易程序都是相同的。

出口贸易的基本程序通常分为三个阶段：出易前的准备、签订出口合同和履行出口合同。出易前的准备包括编制出口计划、组织货源、国外市场和客户调查、制定出口经营方案、建立客户关系、开展广告宣传、办理商标注册；签订出口合同包括邀请发盘、发盘、还盘和接受；履行出口合同包括以收取货款为核心的货物、租船订舱、办理保险、出口报关、办理保险、缮制单据、出口收汇核销、出口退税；必要时，还有出口索赔。

进口贸易的基本程序通常也包括三个阶段：进易前的准备、签订进口合同和履行进口合同。进易前的准备包括编制进口计划、国外市场和客户调查、制定进口经营方案、建立客户关系、选择交易对象；签订进口合同包括邀请发盘、发盘、还盘和接受；履行进口合同包括以交付货款为核心的租船订舱、派船接运、办理保险、买汇、审核单据、进口付汇核销、进口报关、检验货物；必要时，还有进口索赔。

从国际贸易的进出口程序可以看出，国际贸易所涉及的业务环节非常多。因此，独立学院国际经济与贸易专业培养的人才应该是复合型、应用型人才。具体来说，该专业的毕业生应具备的技能和能力包括：①基本技能，如阅读技能、写作技能、现代办公设备操作技能、网上进行商务处理技能、商品检验技能、识别与填制外贸单证技能。②基本能力，如自学能力、创新能力、组织管理能力、应变能力。③专业能力，如贸易业务处理能力、外语运用能力。

2 独立学院国际经济与贸易专业实践教学存在的问题

2.1 实习与毕业论文相互脱节

实习是学生在系统地完成专业教学计划所规定的相关课程的基础上进行的熟悉进出口业务程序的现场活动。毕业论文是国际经济与贸易专业本科生实践教学非常重要的环节，是学生运用所学习的基本知识和基本理论，去研究和探讨实际问题的实践锻炼，是综合考察学生运用所学知识分析问题、解决问题以及动手操作能力的一个重要手段。撰写毕业论文有利于培养学生综合运用所学知识和技能解决较为复杂问题的能力，让学生受到科学研究工作或设计工作的初步训练。但是，由于外贸业务量大，一项外贸业务涉及时间较长，从发盘到完成业务全过程可能经历几个月甚至更长的时间，而专业认识实习、专业实习、毕业实习和毕业论文安排在不同的学期，它们之间相互脱节，学生很难在实习单位亲历一笔完整的外贸业务，这样就造成了实习的非系统性，毕业论文选题、开题与实习脱节，难免脱离实际，不利于学生的能力培养。

2.2 专业课案例教学不能相互衔接

案例教学是把实践案例进行处理后引入课堂，让学生根据案例提供的背景资料分析案例、讨论案例，寻求解决实际问题的方案。案例教学使学生身临其境般地经历一系列事件和问题，接触各种各样的组织场景，通过深入地研究与分析，加深对所学理论的理解，培养学生的感觉能力和反应能力，提高学生运用专业知识解决实际问题的能力。但是，由于各专业课任课教师均从所授课程角度出发组织案例教学，重点当然在所讲课程之中，这就导致不同课程的案例很难形成一项完整的、系统的国际贸易业务，学生也很难将多门课程的知识应用到一笔业务，这样就会造成所学知识的“无用性”，知识之间形成壁垒，很难相互衔接。

2.3 课程设计组织难度大

通过课程设计考查学生对相关理论的掌握情况，培养学生综合运用所学理论知识分析和解决实际问题的能力。锻炼学生的独立工作能力，也是对理论教学效果的检验。但是，由于国际经济与贸易专业课程所涉及的环节较多，如讯盘、发盘、还盘、接受，在合同磋商的每一个环节里，又涉及贸易术语、商品的数量和品质、商品的包装、商品的运输及保险、商品的检验、货款的收付以及索赔等。教师在进行课程设计时，还要联系其他课程的知识，不容易组织。

3 独立学院国际经济与贸易专业实践教学改革措施

针对当前独立学院国际经济与贸易专业实践教学中所存在的问题，根据国际经济与贸易专业人才应具有的知识结构、能力结构和沈阳工业大学工程学院的自身特点，我们对国际经济与贸易专业的实践教学进行了改革，制定了具体的改革措施，取得了良好的效果。

3.1 实习与毕业论文相互衔接

我们首先对原有的时间短而又分散的专业认识实习、专业实习和毕业实习进行了整合，统一调整为四周的专业实习，将原来为期十三周的毕业论文调整为十八周，调整前后实习和毕业论文的总周数却没有变化。然后，在学期安排上也进行了调整：专业实习安排在第八学期前四周进行，毕业论文分两个阶段，第一阶段为前四周，安排在第七学期后四周进行，第二阶段为后十四周，安排在第八学期后十四周进行，专业实习恰好置于毕业论文的两个阶段中间。

改革之后，学生在指导教师的指导下，深入相关企业，选择一笔或几笔完整的国际贸易业务，利用毕业论文前四周的时间和寒假进行选题、开题和收集资料，从而确保论文选题的客观性和实用性；在接下来的四周专业实习期间里，学生依据选定的论文题目和完整的国际贸易业务，利用所学的专业知识，继续在企业里进一步了解、熟悉相关的业务，发现问题、分析问题、探讨解决问题的方案；在毕业论文最后的十四周里，学生要确定论文撰写提纲、查阅资料、撰写、修改、审查、进行答辩等环节。

通过实习与毕业论文相互衔接，可以使学生在实习单位亲历一笔完整的外贸业务，同时也可以使学生的毕业论文选题、开题、撰写等环节紧密联系实际，非常有利于学生的实践能力、动手能力、分析问题和解决问题能力的培养。

3.2 按国际贸易业务程序统一制定案例教学方案

我们通过组织专业课教师进行共同商讨、相互沟通，依据一项完整的、系统的国际贸易业务和程序，最终制定出来一套统一的案例教学方案，所有专业课的案例都按照业务程序融合在其中，确保了案例教学相互衔接，便于学生对所学理论的理解、掌握，提高了学生运用专业知识解决实际问题的能力，案例教学效果得到了明显的提高。另外，我们学院有着得天独厚的地理位置优势，与中国石油辽阳石油化纤公司相邻，可以组织学生到辽化对其国际贸易业务进行实地参观、考察，在企业进行案例教学，通过案例教学校企合作共同搭建实践教学平台。这样，不仅使学生对企业有更多的感性认识，还可以将各门课程的理论知识联系并运用到实际。

3.3 情景模拟组织课程设计

为了解决国际经济与贸易专业课程设计难以组织的问题，我们采取了能够充分调动学生主观能动性的情景模拟教学形式。按照国际贸易相关业务和程序要求，将学生分成若干组，每组都有自己的工作和职责，发给学生一些背景资料，要求学生认真研读，也可以查找相关资料作为补充，模仿国际贸易业务的实际操作，进行模拟训练，可以对出口报价、结算以及所涉及的单证等业务进行模拟。学生在模拟过程中，可以相互交流、沟通、商讨，共同理解、掌握国际贸易理论和方法，学生的学习乐趣倍增。

3.4 组织学生进行暑期社会实践

篇3

[3] 周凤起.中国可再生能源发展战略[J].国家发改委能源所.2006，(10)：12.

[4] 江哲生，董卫国.国产1000 MW 超超临界机组技术综述[J].电力建设.2007，(3)：1.

[5] 宋继红，石家骏.中国特种设备安全技术规范简介[J].人文社科，2005，(4)：2.

[6] Project Management Institute. A Guide to the Project Management Body ofKnowledge[M]. USA: Project Management Institute， 2000:236-241.

[7] RALPH L， IRW S. L. Reducing Project Risk[M]. England: Gower PublishingLimited Gower House， 1997:163-171.

[8] DEL C A， DELA C M P. Integrated Methodology Project Risk Management[J].

Journal of Construction Engineering and Management， 2002， 128(6):773-785.

[9] 王金海.做好锅炉压力容器基建监督检验工作[J].电力建设，2004(4)：7.

[10] 樊乐乐.“5+3”工程项目管理模式项目质量控制因素分析方法及研究[D].天津大学学报.2008，(6)：41.

[11] 胜.国电泰州一期2×1000MW超超临界燃煤机组工程建设项目管理[D].南京理工大学学报.2007：3.

[12] 厚金库.浅谈电力施工项目管理[J].中国新技术新产品.2009，(1)：1.

[13] 苏志坚、林法戴.项目管理在进口设备检验监管中的应用[J].检验检疫科学.2008，(6)：3.

[14] 孙森.项目过程质量控制与应用[D].郑州大学学报.2006，(5)：10.

[15] 朱玉桥.长春二热扩建项目的质量管理研究[D].2005，(11)：12.

[16] 施国洪.质量控制与可靠性工程基础[M].北京：化学工业出版社，2005：51-65.

[17] 王长峰，李建平，纪建悦.现代项目管理概论[M].北京：机械工业出版社，2008：107-112.

[18] 浙江省特种设备检验研究院.浙江省特种设备检验研究院质量手册[Z]，2007：49-53.

[19] 施国洪，陈敬贤，马汉武，等.基于混合智能算法的多资源约束项目优化调度 [J].工程设计学报，2008，15(2)：140-156.

[20] 浙江省特种设备检验研究院.浙江省特种设备检验研究院质量手册[Z]，2007：101-132.

[21] 浙江省火电建设公司.国电北仑电厂三期工程#6机组焊接专业施工组织设计[Z]，2007：12-34.

[22] 万长华.TJ集团组织结构变革研究[D].重庆大学学位论文，2006：10.

[23] 龚晓海.工程建设企业质量管理[M].中国水利水电出版社..2005：78-91.

[24] 卢向南.项目计划与控制[M].北京：机械工业出版社，2003：38-40.

[25] 沈建明.浅谈项目管理的质量控制[J].建筑经济.1997，(5)：32-35.

[26] DAVID J B，LYNNE R.The Relationship Between Total Quality Management and the Focus of Project Management Practices [J].The TQM Magazine ， 2007，19(1)：50-61.

[27] 邢文英.全面质量管理体系[J].回顾与思考石油工业技术监督.2006，(8)：12-31.

[28] SHIEH H M， WU K Y. The Relationship between Total Quality Management and Project Performance in Building Planning Phase: an Empirical Study of Real Estate Industries in Taiwan[J]. Total Quality Management， 2002， 13(1):133-51.

[29] 中国特种设备检测研究院.北仑电厂2×1000MW机组锅炉压力容器压力管道电厂锅炉安装质量检方案.2006：20-21.

[30] ARTTO K， MARTINSUO M， DIETRICH P. Project Strategy: StrategyTypes and Their Contents in Innovation Projects， International Journal of Managing Projects in Business， 2008， 1(1): 49-70.

[31] 中华人民共和国国家质量监督检验检疫总局.锅炉安装监督检验规则[Z].

[32] 郝玉玲.大顶子山工程项目质量管理体系研究[D].哈尔滨：哈尔滨工程大学学位论文，2007：42-50.

[33] Kuihui ye，Weiyanjiang.Project competition intensity(PCI) in the construction market:a case study in China.Construction management & economics，2005，26:4.

[34] TAYLOR W A， WRIGHT G H. A Longitudinal Study of TQM Implementation: Factors Influencing Success and Failure [J]. The International Journal of Management Science， 2003， 31(2): 97-111.

[35] Hollyoak，David M.. Quality management systems on complex construction projects. Research Report - University of Sydney， School of Civil and Mining

Engineering， May， 1995， p1-64

[36] 姜建民.论施工项目质量管理[J].山西建筑.2000.12(2)：14-17.

[37] 黄存旺.浅谈火电厂焊接施工质量管理[J].机械工人.2002，(7)：31-36.

篇4

中图分类号：F832.48

文献标识码：A

文章编号：1004-8308（2012）05-0109-08

创新是一个昂贵的过程，需要付出足够的资源来启动、指引和维持，因此，被普遍认为是创新经济分析先驱的约瑟夫·熊彼特，把资源配置，尤其是金融资源配置的研究作为他创新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特认为，创新通过信誉的建立来获得资助，信誉能通过多种途径建立，并重点强调了商业银行的作用，即产生新的购买力并使企业家可利用，继熊彼特之后，著名经济学家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《经济史理论》）中也指出，英国的工业革命实际上得益于18世纪早期在英国发生的金融革命，因为一些主要科技发明在工业革命发生前就已存在，而工业革命中对这些科技发明的大规模使用得到了大量而长期的固定资产投资支持，如果金融市场不能提供充足并且低成本的流动性支持，则科技发明的大规模推广和使用将受到极大限制，随着20世纪70年代信息经济学兴起，当代经济学家已把“信息不对称”引入企业金融和投资行为间交互作用的研究中，指出企业和金融家之间的信息不对称使得企业的外部金融比内部金融更加昂贵，一些研究认为，各产业的投资行为（金融要求）是由科技水平决定的，更多依靠外部金融的产业在拥有更发达金融市场的国家中应该成长更快。

现代科技创新早已超越工业革命时代依靠实践经验总结而来的技术革新和发明，而主要依靠基于科学研究和试验基础上的新发现和新突破来进行，通常认为，完整意义上的科技创新包括了基础研究、应用研究和商业化等3个阶段，其中商业化是最为关键的阶段，美国经济学家罗斯托指出，“18世纪的法国科学水平被判为至少相当于，而且很可能超过英国，在发明的质量（不是数量）上，法国也相当于或超过英国”，但工业革命却发生在英国，英国相对于法国的优势在于将科技发明成功实现商业化，只有将科技发明引进生产体系当中，科技发明才能转化为科技创新，因此对科技创新的金融支持就不仅仅包括前期的研发投入，更重要的是对创新成果商业化阶段（创新产品批量生产和销售阶段）提供资金支持，以Lerner为代表的现代学者则认为，由于科技创新具有高度不确定性和相对的市场配置失灵，政府不仅要对科技创新提供大量的财政投人，还应积极出资成立风险投资机构或基金直接进行股权或类似股权的投资，激励科技创新活动，由此可见，科技创新的融资体系实际上包括了政府财政投入和资本市场筹资两大部分，对于科技创新融资支持的实证研究，目前国内公开所能见的几乎没有，只有少数相关的研究，例如，沈能在其博士论文中安排了一章“金融安排促进技术创新功能实现的实证检验”，其模型的变量为“金融发展、技术创新、资本形成”；邓平博士论文也写入了“中国金融支持科技创新的VAR分析”一章，其模型的变量为“金融发展规模指标、金融发展结构指标、金融发展效率指标、科技创新指标”，显然二人是从金融的制度安排角度来检验其对科技创新的作用，我们认为，在当今科技创新的时代，且不论金融制度安排根植于一国历史文化传统而有较强的路径依赖性，无论一国金融制度如何设计，如果其能有效解决科技创新的关键难题——融资问题，则是适宜的，舍其而难以有更好的衡量标准，此外，张强和赵建晔对我国资本市场对科技创新的支持作用进行了实证研究，但其论文也仅仅考虑了资本市场的支持作用，并未探讨财政投入对科技创新的支持作用，有鉴于此，我们拟就各种融资渠道对科技创新的支持作用及其动态影响关系进行计量实证分析，以便从整体上把握我国科技创新融资支持的重要作用。

1 变量选取与数据说明

1.1对科技创新指标的选取

我们对科技创新的衡量是从科技创新产出角度来考察的，因为从产出角度来衡量可以更加客观地评价科技创新活动成效，由于科技创新成果衡量指标众多，直接选用则会在建立多元回归模型时让问题分析变得复杂，且变量之间还可能存在严重多重共线性问题，为此，我们采用“主成分分析法”，在低维空间将信息分解为互不相关的部分以获得更有意义的解释，文章数据全部来自历年的《中国科技统计年鉴》，基于数据可得性及尽可能获得更多观察数据方面考虑，并尽量剔除政府部门人为因素的影响，在《中国科技统计年鉴》的“科技成果”统计分项中，我们分别选取了“国内专利申请受理数”（简称专利申请，下同）、“国外主要检索工具收录我国论文总数”（简称科技论文，下同）、“全国各地区技术市场成交合同数”（简称成交合同）、“全国各地区技术市场成交合同金额”（简称成交金额）和“高技术产品出口额”（简称出口）等5项统计指标，分别记为PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，数据的时间跨度为1987-2009年，计量调整后的有效数据为1988-2008年共21年统计数据，由于对变量取自然对数不会改变变量本身的协整关系，且能使变量趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差，因此，我们对以上5个指标分别取自然对数，记为LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS软件（本文所有计量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析结果见表1。

从表1可以看出，第1和第2主成分的累积贡献度（cumulative proportion）达到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明显小于1，因此可以认为第l和第2主成分已能较好地反映5个一致指标的总体变动情况，从现实情况来看，专利和论文确实能很大程度上代表一个国家总体的科学研究和技术应用的水平，因此我们最终确定用PATENT和PAPER两个指标来衡量我国科技创新的总体水平。

1.2对创新融资指标的选取

科技创新的融资体系包括政府部门的财政投入及资本市场筹资两大部分，政府的财政投入不仅包括直接的财政科技拨款，还包括间接的财政投入，如各种对科技创新的税收减免及科技奖励等政策措施，资本市场筹资按筹资方式可分为间接融资和直接融资，即金融机构的各种贷款以及债券市场上的债券融资、股票市场上的股票融资和风险投资市场上的风险资本等，由于目前的统计年鉴只能给出政府的财政科技拨款一项，无法统计出财政对科技创新的种种间接财政支持，同时统计资料也无法细分出企业的科技贷款以及证券市场上的科技专项融资，因此我们选用政府的财政科技拨款、金融机构的中长期信贷和企业证券市场筹资来作为科技创新的融资考察指标，之所以选用中长期信贷指标，是因为我们认为科技创新是一个长期投入的过程（包括设备的更新和升级），中长期信贷更能稳定支持创新主体持续进行创新，需要说明的是，由于各统计指标时间跨度较大（1987-2009年），而这期间我国价格波动很大，依据科技创新的特点，我们对金融统计指标进行了价格调整，以便更客观地反映资金投入的变化，具体而言，我们借鉴王玲和Szirma的研究，将综合价格调整指数设定为0.5×P+0.5×W，其中P是固定资产投资价格指数，W为消费者价格指数（CPI），并以1986年的价格指数为基准进行调整，我们从《中国金融年鉴》中选取金融机构的“中长期信贷”以及“企业证券市场筹资额”统计项，从《中国科技统计年鉴》中选取“国家财政科技拨款”统计项，分别记为LOAN、BOND和FINANCE，各变量取相应对数后记为LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。

2 计量模型构建

2.1变量的单位根检验

我们建立一个多变量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法进行检验。从表2可以看出，以5%的显著性水平为衡量标准，各变量均为非平稳序列，而各变量的一阶差分均为平稳序列。

2.2协整关系检验

由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各变量是非平稳序列，且是同阶单整，因此可以进行协整关系检验，从表3可以看出，特征根迹（trace）检验和最大特征值（maximum eigen-value）检验均说明各变量存在3个协整方程，因此各变量通过了协整关系检验，说明这5个变量之间存在长期的均衡关系，各变量能被其他变量的线性组合所解释，可以建立VAR模型进行分析。

2.3VAR模型的构建

建立VAR模型时需要确定滞后阶数，从表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND为内生变量，常用的5个检验标准（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致说明滞后阶数为2。

3 模型分析检验

3.1脉冲响应函数分析

由于VAR模型是一种非理论性的模型，无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往并不分析变量之间的系数关系如何，而是分析系统的动态特征，即每个内生变量的变动或冲击对它自己及所有其他内生变量产生的影响作用，这种影响作用可通过脉冲响应函数分析来实现，只有通过稳定性检验的VAR模型才可进行脉冲响应函数分析。

VAR模型稳定性检验从图1中可以看出，我们所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒数值都在单位圆内，说明模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析。

对脉冲响应分析，为避免模型中输入变量顺序不同而对脉冲输出结果产生影响，我们采用广义脉冲方法，脉冲响应情况如图2、图3所示。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示各响应变量应对冲击的变化幅度（各变量均为对数，代表了弹性的变化），实线表示脉冲响应函数，代表响应变量对相应冲击的反应。

从图2可以看出，当在本期给中长期信贷一个正冲击后，专利申请前2期正向反应平稳，在第3期迅速上升到最大；此后开始滑落，并又从第6期开始持续上升，这表明中长期信贷将所受外部正冲击经信贷市场传递给专利申请，且这一冲击随着时间的推移具有稳定的和越来越强的促进作用，专利申请对财政科技拨款的正冲击响应迅速，当期就大幅度上升，并在第3期达到最大量；此后虽大幅度下滑但却在第5期后基本保持稳定，这表明财政科技拨款将所受外部某一正冲击经政府财政预算直接而迅速传递给专利申请，且冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应，当在本期给企业证券筹资一个正的冲击，经证券市场对专利申请产生正向影响，专利申请响应在第2期后基本呈现逐渐下降趋势，并在第9期对冲击的正向影响接近零，从图3可以看出，中长期信贷的正冲击对科技论文的前2期影响很弱；科技论文的正响应从第3期开始迅速上升，第5期后开始下降，但第6期后又开始持续上升，财政科技拨款的正冲击对科技论文的前2期影响也较小，从第3期开始，科技论文正向响应明显，并在第3～5期间保持稳定；从第5期开始下滑，此后基本保持平稳增长，证券筹资的正冲击对科技论文的影响很弱，除当期有一点促进作用外，此后基本影响很弱，甚至在第6期后有负面影响，综合以上脉冲响应函数图可以看出，各变量冲击对专利申请的影响基本上在第3年比较明显，而对科技论文的明显影响则保持在第3～5年左右，整体而言，中长期信贷对科技创新的促进作用比较显著，期间虽有波动，但长期支持作用递增；政府的财政科技拨款对科技创新的促进作用比较直接迅速，长期支持作用递减；企业证券市场筹资对科技创新的支持作用较弱，除前面几期有些促进作用外，后面几期几乎不起作用，甚至还可能带来负面影响。

3.2VAR模型预测误差的方差分解

脉冲响应函数描述的是随着时间的推移，模型中的各内生变量对冲击是如何反应的（如响应符号和响应强度等），但不能比较不同冲击对某一特定变量的影响强度，而方差分解则是将系统的均方误差分解成各个变量冲击所做的贡献，通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，来进一步评价不同结构冲击对一特定变量产生影响的重要性，因此，方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，利用方差分解，我们可以看出在科技创新的支持作用中，随着时间的推移，各个金融变量的贡献率如何，表5和表6分别为专利申请和科技论文的方差分解情况，

从表5可以看出，不考虑专利申请自身的贡献率，中长期信贷冲击对专利申请的贡献率随时间稳步增长，在第10期达到最大，接近12%；财政科技拨款冲击对专利申请的贡献率从第2期后就平稳增长，并在第7期后贡献率稳定在6%以上；企业证券筹资冲击对专利申请的贡献率很小，基本在1%左右；从表6中可以看出，同样不考虑科技论文自身的贡献率，中长期信贷冲击对科技论文的贡献率在第3期急剧上升，此后虽小幅波动但上升趋势明显，并在第10期的贡献率超过36%；财政科技拨款冲击对科技论文的贡献率在第3期达到最大值，此后小幅波动和缓慢下降；企业证券筹资冲击对科技论文的贡献率很小，也基本在1%左右。

综合以上方差分解分析可以看出，中长期信贷在促进科技创新的作用过程中贡献率持续上升，且贡献度最大；财政科技拨款对促进科技创新的即期效应明显，且贡献率基本保持稳定；企业证券筹资冲击对科技创新的贡献度微弱，几乎没有什么贡献。

4 结论与建议

受限于统计数据的可得性及理论分析的需要，我们只考察了3种融资途径对科技创新的支持作用，计量模型分析结果显示，金融机构的中长期贷款和政府的财政科技拨款对中国科技创新的支持作用巨大，而证券市场的支持作用则十分微弱，这个分析结果与Tadesse的观点基本一致，Tadesse认为，在金融部门不发达时，银行导向型金融体系在促进技术进步方面所起的作用比较大；而在金融部门发达时，市场导向型金融体系则能起到更大的作用，总结模型的检验结果，我们的主要结论有以下几点。

（1）科技创新需要长期持续的资金投入支持，计量模型检验表明，科技创新能力与资金投入规模存在长期稳定的正相关关系，我国近年来科技创新能力大幅提升与政府财政的大力支持和资本市场的大规模融资紧密相关，同时，模型分析也表明，从增加资金投入到创新能力提升是有时间滞后期的，具体而言，融资规模冲击对专利申请的显著影响要到第3年，而对科技论文的显著影响则在第3～5年，换句话说，增加资金投入并不能对提升科技创新能力产生立竿见影的效果，这期间约有3～5年时间的滞后期，由此可见，提升科技创新水平需要国家制订有科技发展的长远规划，更需要构建稳定长期的创新融资渠道来保障。

篇5

一、引言

随着经济发展，全球环境的承载压力越来越大。经济学家也密切关注环境质量变化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假说，即环境质量随着经济的增长呈现出先增大后缩小的关系，即呈倒U型曲线关系，[1]。

环境竟次理论是指不同国家或地区间对待环境政策强度和实施环境标准的行为类似于“公共地悲剧”的发生过程，每个国家都担心他国采取比本国更低的环境标准而使本国的工业失去竞争优势。因而，国家之间会竟相采取比他国更低的环境标准和次优的环境政策项目管理论文，结果是每个国家都会采取比没有国际经济竞争时更低的环境标准，从而加剧全球环境恶化。

“污染天堂假说”认为在一国单方提高环境标准的情况下，国内企业和环境标准低的外国企业相比失去其竞争优势，从而使高环境标准国家的企业将生产转向低环境标准国家。若在实行不同环境政策强度和环境标准的国家间存在自由贸易，实行低环境政策强度和低环境标准的国家，因外部性内部化的差异而使该国企业所承受的环境成本相对要低。在该国进行生产时，其产品价格就会比在母国生产出同样产品的价格相应要低。因此，该国在投资和生产方面具有更大的优势。这种由成本差异所产生的“拉力”会吸引国外的企业到该国安家落户。

Eskeland 和 Harrison (2003)认为污染密集型的外资企业运用的生产和污染消除技术通常比东道国本地的企业更先进和更有利于改善环境。如果这些企业能够替代部分东道国同行业低效生产的企业， 则东道国的整个污染状况将有可能好转[2]。郭红燕和韩立岩实证研究发现中国的FDI存量与环境管制变量呈正相关，表明中国宽松的环境管制是吸引外商直接投资的一个重要因素，显现出 “污染避难所”效应 [3]。

二、变量选取及模型构建

（一）东部和中部的FDI区域分布

改革开放以来，中国吸收外商直接投资数量增长迅速。1979-1984年总计41.04亿美元，而后从1985年的19.56亿美元快速增长到2008年923.95亿美元，1979-2008年累计达8526.13亿美元。2007年东部和中部地区利用FDI所占比重分别为78.27%、15.30%。[4] 2008年中国引进的外商直接投资为923.95亿美元， FDI主要集中于东部地区，主要集中于东部地区项目管理论文，东部地区主要集中于江苏、广东、山东、浙江、上海、福建和辽宁，2008年广东、江苏、浙江、上海的FDI的总额为543.7104亿美元。东部地区引进的外商直接投资中，江苏为251.2亿美元、广东为191.27亿美元、辽宁为120.2亿美元，上海、浙江、福建分别为100.84亿美元、100.729亿美元、100.256亿美元（见图1-图3），江苏和广东占2008年中国外商直接投资的47.93%。中部地区主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以来，安徽和河南的外商直接投资增长迅速。2008年中部引进的外商直接投资中，河南为40.327亿美元、湖南为40.052亿美元、江西为36.037亿美元、安徽为34.9亿美元、湖北为32.45亿美元，中部五省占中国2008年外商直接投资的19.89%。

图1中国东部和中部2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

图2中国东部十一省（市）2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

图3中国中部八省2003～2008年FDI区域分布（亿美元）

（二）变量选取

考虑统计口径一致和数据的连续性，选取工业废气排放总量（亿标立方米）、工业废水排放总量（万吨）、工业固体废物产生量（万吨）、工业固体废物排放量（万吨）、工业烟尘排放量（万吨）、工业粉尘排放量（万吨）和工业二氧化硫排放量（万吨）为环境污染指标；人均地区生产总值（元）作为经济增长指标，此外，考虑国际贸易因素中污染的可输出性，用FDI作为污染的输出指标（万美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分别表示工业二氧化硫排放量、工业废水排放量、工业废气排放量、工业烟尘排放量、工业粉尘排放量、工业固体废物产生量、工业固体废物排放量，Y表示人均地区生产总值（元），FDI表示外商直接投资（万美元）。环境污染指标数据根据1986至2009年中国统计年鉴相关数据整理项目管理论文，地区人均生产总值和外商直接投资数据根据1986至2009年省（市）统计年鉴相关数据整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分别表示污染指标的自然对数，LNY、LNFDI分别表示人均地区生产总值和外商直接投资的自然对数。本文中东部十一个省（市）为广东、上海、浙江、江苏、北京、辽宁、海南、山东、福建、河北、天津；中部八省为湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龙江、吉林、河南。通过东部和中部的数据研究中国东部和中部省（市）FDI的对环境影响的差异。

（三）模型设定形式

由于面板数据模型同时具有截面、时序的两维特性，模型中参数在不同截面、时序样本点上是否相同，直接决定模型参数估计的有效性。根据截距向量和系数向量中各分量限制要求的不同，面板数据模型可分为无个体影响的不变系数模型、变截距模型和变系数模型三种形式。在面板数据模型估计之前，需要检验样本数据适合上述哪种形式，避免模型设定的偏差，提高参数估计的有效性。设有因变量与1×k维解释变量向量，满足线性关系：

，=1，2，…，N，=1项目管理论文，2，…，T

其中N表示个体截面成员的个数，T表示每个截面成员的观察时期总数，参数表示模型的常数项，表示对应于解释变量的k×1维系数向量，k表示解释变量个数。随机误差项相互独立，且满足零均值、同方差假设。采用F-test检验如下两个假设：

H1:个体变量系数相等；H2:截距项和个体变量系数都相等。

如果H2被接受，则属于个体影响的不变系数混合估计；如果H2被拒绝，则检验假设H1，如果H1被接受，则属于变截距，否则属于变系数。变系数、变截距和混合估计的残差平方和分别为S1、S2、S3，面板个体数量为N，面板时间跨度为T，根据Wald定理在H2假设条件下构建统计量F2项目管理论文，在H1假设条件下构建统计量F1，其中：

～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]

～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]

若计算得到的统计量F2的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H2，继续检验假设H1。反之，则认为样本数据符合无个体影响的不变系数模型。若计算得到的统计量F1的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H1，用变系数模型拟合，反之，则用变截距模型拟合。

三、东部和中部模型回归结果分析

利用东部十一省（市）和中部八省的相关数据，借助Eviews6.0，采用固定效应模型对七个环境污染指标分别进行回归。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除异方差，采用广义差分法消除自相关，回归后的残差是平稳序列。回归结果见表1-表8

（一）东部和中部地区FDI对工业废水、工业废气影响差异分析

表1 东部地区 LNFS、LNFQ模型参数估计结果

LnFS

LnFQ

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

辽宁--LNFDI

-0.0835(-1.6476***)

-5.4319

0.0426(0.3272)

0.1718

广东--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

江苏--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

山东--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:括号内为t值，*表示1%的显著水平项目管理论文，**表示5%的显著水平，***表示10%显著水平，表7-表8同。

东部工业废水与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、上海、北京的FDI对工业废水排放量产生正影响，但t统计量不显著。河北、浙江、辽宁、广东、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废水排放量产生负影响，辽宁在10%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。辽宁的FDI每增加1个百分点，工业废水排放量将减少0.0835个百分点。

东部工业废气与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、河北、浙江、辽宁、山东的FDI对工业废气排放量产生正影响，但t统计量不显著。上海、广东、北京、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废气排放量产生负影响，江苏在5%的水平下显著。其他省（市）的t统计量不显著。江苏的FDI每增加1个百分点，工业废气排放量将减少0.1504个百分点。

表2 中部地区LNFS、LNFQ模型参数估计结果

LNFS

LNFQ

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

黑龙江--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

中部地区工业废水与人均地区生产总值呈正U型关系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI对工业废水排放量产生正影响，山西、安徽在5%的水平下显著，河南和江西在1%的水平下显著，吉林的t统计量不显著，影响最大的河南为0.1444项目管理论文，其次是江西。湖南、黑龙江、湖北的FDI对工业废水排放量产生负影响，黑龙江在1%的水平下显著，湖南和湖北的t统计量不显著。黑龙江的FDI每增加1%，工业废水排放量将减少0.1025%。

中部地区工业废气与人均地区生产总值呈正U型关系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI对工业废气排放量产生正影响，湖南的t统计量不显著，湖北在5%的水平下显著，其他省都在1%的水平下显著。影响最大的河南为0.0819，其次是安徽。吉林、黑龙江的FDI对工业废气排放量产生负影响，且都在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.1521，即FDI每增加1个百分点，工业废气排放量将减少0.1521个百分点，其次是吉林。

（二）东部和中部地区FDI对工业烟尘、工业粉尘影响差异分析

表3 东部地区LNGYYC、LNGYFC模型参数估计结果

LNGYYC

LNGYFC

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

辽宁--LNFDI

-0.0934(-1.0676)

1.3496

-0.0855(-0.9936)

0.9432

广东--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

江苏--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

山东--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

东部地区工业烟尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、广东、天津的FDI对工业烟尘排放量产生正影响，但t统计量不显著。河北、上海、浙江、辽宁、北京、江苏、福建、山东的FDI对工业烟尘排放量产生负影响，上海、山东在1%的水平下显著项目管理论文，北京和江苏在5%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。影响最大的北京为-0.2631，即FDI每增加1个百分点，工业烟尘排放量将减少0.2631个百分点。

东部地区工业粉尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。河北、北京的FDI对工业粉尘排放量产生正影响，但不显著。海南、上海、浙江、辽宁、广东、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业废气排放量产生负影响，上海、天津在1%的水平下显著，其他省（市）t统计量不显著。影响最大的上海为-0.2069，即FDI每增加1%，工业粉尘排放量将减少0.2069%。

表4 中部地区LNGYYC、LNGYFC模型参数估计结果

LNGYYC

LNGYFC

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

黑龙江--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

中部地区工业烟尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。中部8省FDI对工业烟尘排放量产生负影响，湖南、山西和河南的t统计量不显著，吉林、安徽、黑龙江、江西、湖北都在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.2609，即FDI每增加1个百分点，工业烟尘排放量将减少0.2609个百分点，其次是吉林项目管理论文，再其次是湖北。

中部工业粉尘与人均地区生产总值呈倒N型关系。中部8省的FDI对工业粉尘排放量都产生负影响，湖南、山西、河南、江西的t统计量不显著，吉林、安徽、黑龙江、湖北的t统计量在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.3797，即FDI每增加1个百分点，工业粉尘排放量将减少0.3797个百分点，其次是吉林，再其次是湖北。

（三）东部和中部地区FDI对工业固体废物产生量、工业固体废物排放量影响差异分析

表5 东部地区LNGTCS、LNGTPF模型参数估计结果

LNGTCS

LNGTPF

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

辽宁--LNFDI

0.0401(0.6324)

1.9015

-0.6868(-1.5997***)

11.0885

广东--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

江苏--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

山东--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

东部地区工业固体废物产生量与人均地区生产总值呈倒N型关系。海南、河北、浙江、辽宁、北京、天津、江苏、福建、山东的FDI对工业固体废物产生量产生正影响，河北和浙江在5%的水平下显著，北京和天津在10%的水平下显著，其他省（市）的t统计量不显著。影响最大的河北为0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、广东的FDI对工业固体废物产生量产生负影响，但都不显著。

东部地区工业固体废物排放量与人均地区生产总值呈递减型关系。海南、上海、广东、天津、江苏的FDI对工业固体废物排放量产生正影响，海南在1%的水平下显著项目管理论文，上海在5%的水平下显著，与其他省（市）相比回归结果反差很大，其他省（市）t统计量不显著。浙江、辽宁、北京、福建、山东的FDI对工业固体废物排放量产生负影响。辽宁在10%的水平下显著，北京在5%的水平下显著，山东都在1%的水平下显著，其他省（市）t统计量不显著。影响最大的山东为-0.7350，即FDI每增加1%，工业固体废物排放量将减少-0.7650%。

表6 中部地区LNGTCS、LNGTPF模型参数估计结果

LNGTCS

LNGTPF

变量

参数

固定效应

参数

固定效应

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

黑龙江--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

中部地区工业固体废物产生量与人均地区生产总值呈倒N型关系。山西、安徽、河南、江西的FDI对工业固体废物产生量产生正影响，安徽和江西的t统计量不显著，山西和河南在1%的水平下显著，影响最大的山西为0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业固体废物产生量产生负影响，湖北的t统计量不显著，湖南、吉林、黑龙江在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-0.2256项目管理论文，即FDI每增加1个百分点，工业固体废物产生量将减少0.2256个百分点，其次是吉林。

中部工业固体废物排放量与人均地区生产总值呈四次曲线关系。湖南、山西的FDI对工业固体废物排放量产生正影响，湖南的t统计量不显著，山西在10%的水平下显著。吉林、安徽、黑龙江、河南、江西、湖北的FDI对工业固体废物排放量产生负影响，河南、江西在5%的水平下显著，湖北在10%的水平下显著，吉林、安徽、黑龙江在1%的水平下显著。影响最大的黑龙江为-1.4849，即FDI每增加1%，工业固体废物排放量将减少1.4849%，其次是安徽，就FDI对工业固体排放量的影响来说，两省与其他省形成很大反差。

（四）东部和中部地区FDI对工业二氧化硫排放量影响差异分析

表7 东部地区LNSO2模型参数估计结果

LnSO2

变量

参数

固定效应

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

辽宁--LNFDI

-0.0544(-0.9538)

1.100451

广东--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

江苏--LNFDI

-0.0603(-2.5470*)

1.401587

福建--LNFDI

0.0628(1.1849)

-1.772079

山东--LNFDI

-0.1212(-3.8939*)

2.635766

R2

0.9960

F

2306.281

D-W

2.1367

东部地区工业二氧化硫排放量与人均地区生产总值呈递增型关系。海南、广东、福建的FDI对工业二氧化硫的排放量产生正影响，海南和广东在1%的水平下显著项目管理论文，福建的t统计量不显著。影响最大的海南为0.3036，其次是广东。河北、上海、浙江、辽宁、北京、天津、江苏、山东的FDI对工业二氧化硫排放量产生负影响，河北在5%的水平下显著，上海、北京、江苏和山东在1%的水平下显著，浙江、辽宁、天津和福建的t统计量不显著。影响最大的北京为-0.2192，即FDI每增加1个百分点，工业二氧化硫排放量将减少0.2192个百分点，其次是山东，再其次是上海。

表8 中部地区LNSO2模型参数估计结果

LNSO2

变量

参数

固定效应

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

黑龙江--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

中部地区工业二氧化硫排放量与人均地区生产总值呈倒N型关系。山西、河南的FDI对工业二氧化硫的排放量产生正影响，但t统计量不显著。湖南、吉林、安徽、黑龙江、江西、湖北的FDI对工业二氧化硫排放量产生负影响，湖南、安徽、江西在5%的水平下显著，吉林、黑龙江、湖北在1%的水平下显著。影响最大的湖北为-0.1255，即FDI每增加1个百分点，工业二氧化硫排放量将减少0.1255个百分点项目管理论文，其次是黑龙江，再其次是吉林。

从以上回归结果分析显示，东部十一省（市）的污染指标与人均地区生产总值大多呈现倒N型关系。相对来说，上海、北京、山东、江苏、天津和辽宁的FDI是“清洁”的。东部多数省（市）的FDI对工业废水、工业废气、工业粉尘、工业烟尘、工业二氧化硫产生负向影响，而多数省（市）的FDI对工业固体废物的排放量和工业固体废物产生量产生正向影响。中部八省的污染指标与人均地区生产总值呈现正U型和倒N型关系，工业固体废物排放量出现四次曲线关系。中部地区FDI相对较“清洁”的是黑龙江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI对工业废水、工业废气、工业固体废物、工业二氧化硫排放量和工业固体废物产生量产生负向影响，即有利于环境改善，大部分省的FDI对工业废水、工业废气产生正影响。

四、结论

东部地区的辽宁、山东的FDI对工业废水排放量产生显著的负影响；中部地区只有河南的FDI对工业废水排放量产生显著的正影响。东部地区江苏的FDI对工业废气排放量产生显著的负影响；中部地区安徽的FDI对工业废气排放量产生显著的正影响。东部地区的上海、北京、江苏、山东的FDI对工业烟尘的排放量产生显著的负影响；中部地区的吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业烟尘的排放量产生显著的负影响。上海、天津的FDI对工业粉尘的排放量产生显著的负影响；中部地区的吉林、黑龙江、湖北的FDI对工业粉尘的排放量产生显著的负影响。东部地区的河北、浙江、北京天津的FDI对工业固体产生量产生显著的正影响；中部的地区的吉林、黑龙江的FDI对工业固体产生量产生显著的负影响，山西的FDI对工业固体产生量产生显著的正影响。东部地区的辽宁、北京、山东的FDI对工业固体排放量产生显著的负影响，海南和上海的FDI对工业固体排放量产生显著的正影响；中部地区的安徽、黑龙江、河南的FDI对工业固体排放量产生显著的负影响。东部地区的河北、上海、北京、江苏、山东的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的负影响，海南、广东的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的正影响；中部地区的湖南、黑龙江、湖北的FDI对工业二氧化硫排放量产生显著的负影响。东部地区FDI最“清洁”的是北京，其次是上海；中部地区FDI最“清洁”是黑龙江，其次是吉林。需进一步研究北京的FDI产业分布，借鉴经验调整中国FDI的区位和产业分布。东部和中部省（市）的FDI对污染指标的影响存在较大差异，总的来说，东部地区的FDI比中部地区的更清洁，这可能是因为中国的FDI主要集中于东部地区，因而存在有结构效应和规模效应。宽松的环境管制是吸引外商直接投资进入的一个重要因素，具有一定的“污染避难所”效应特征，但中国并未成为一个世界的“污染避难所”。

参考文献

[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年福建省进出口贸易额达到1087.8亿美元，年均增长21.13％，总体规模比1985年扩大了121倍。其中出口额达到714.93亿美元，年均增长21.43％，扩大128倍；进口额372.87亿美元，年均增长20.62％，扩大109倍；增速均高于全国平均水平。进出口总额占全国比重从1985年的1.3％上升为2010年的3.7％，2010年进出口总值位居全国第七位，其中出口名列第六，在全国对外贸易中具有举足轻重的地位。①进出口贸易是福建省经济贸易的重要组成部分，其变动会对全省经贸产生较大影响。

自2005年7月21日中国人民银行发表关于完善人民币汇率形成机制改革的公告以来，人民币汇率不断升值，从汇改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民币对美元已累计升值30.24％。②人民币的不断升值给我国外贸行业造成了巨大的冲击，许多企业本来就很低的利润率被汇率升值侵蚀殆尽；2008年全球金融海啸，国外需求的锐减更使这些企业雪上加霜，出口企业面临整体“洗牌”。但人民币汇率升值也降低了我国进口的成本协整检验，强势的人民币增强了我国企业应对国际大宗商品价格波动的能力，更重要的是，其带给我们的增强的国际购买力如果利用得当，也许能够成为我国贸易结构升级的动力。在这种形势下，福建省出口贸易结构与人民币汇率变动的关系如何，人民币汇率变动特别是人民币持续升值究竟会对福建省的出口贸易结构产生什么样的影响，影响程度如何，这些问题，无论是从现实意义的角度来看，还是从长远发展的需要出发，都是值得分析和研究的。

二、相关文献综述

汇率是一国货币单位兑换他国货币单位的比率，是一个国家进行国际经济活动时最重要的综

合性价格指标。在经济全球化的大背景下，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响，它将各国之间的经济往来相互联系起来，使得世界经济贸易发展顺利进行论文服务。目前国际上检验一国和地区的汇率波动与进出口之间的关系比较常见的研究方法是运用“弹性分析法”——马歇尔一勒纳条件是否成立，即进出口的需求弹性之和大于1，则本币贬值可以改善贸易收支。大部分学者以此条件为基础，进行研究。

开放经济条件下，一国的贸易结构取决于经济体内部各种贸易产业或贸易产品的产出结构变动，在产出水平受制于贸易竞争力的状况下，贸易竞争力成为推动贸易结构调整的根本力量，如果汇率变动对经济体内部各种贸易产业或贸易产品的贸易竞争力产生了不同的影响，就会带来贸易结构的变动。目前国内学者对人民币汇率与进出口贸易关系影响的研究存在着三种观点：第一，两者之间存在正相关关系。刘传哲、陈寒凝和贾彦利(2004) [1]通过实证分析，发现江苏省出口贸易额的增长与汇率变动明显正相关。沈丹红、寿志敏(2007) [2]认为人民币升值将激励出口企业更多地依靠技术进步和提高附加价值，一些只靠低成本竞争，技术含量低，高污染、高耗能的企业可能因为人民币升值被挤出市场，从长远看，人民币升值有助于我国外贸增长方式从原来的粗放型转向高质量和高效益的集约型，这会带来出口结构的改善。第二，两者之间存在负相关关系。马丹、许少强(2005) [3]认为人民币实际有效汇率的贬值能够改善中国贸易收支；而中国贸易结构的变化在一定程度上可以解释人民币实际有效汇率的变化。郭晶、洪诗茜和应汇康然（2010）[4]通过Granger 因果检验以及协整检验等计量分析方法，发现人民币汇率与浙江出口贸易为负向关系。第三，一些学者认为人民币汇率变动对我国贸易结构的影响并不显著。欧元明、王少平（2005）[5]运用Granger因果检验以及协整、误差修正模型、多元回归模型等计量经济学分析方法，对中国内资企业出口与汇率的关系进行实证分析，得出的主要结论是:实际有效汇率与中国企业内资出口间没有因果关系， 并且无论在长期和短期实际有效汇率的变动都不能有效地解释内资出口的变动，说明人民币汇率的变化对内资出口影响非常小。林筱文、黄劫、宋保庆（2010）[6]在对汇率的基本概念、汇率变动对贸易收支影响关键理论进行分析的基础上，运用协整分析的方法协整检验，对福建省人民币实际有效汇率对进出口贸易的影响进行实证研究，结果显示，人民币实际有效汇率变动和福建外贸不存在长期协整关系。

以往学者的研究结果存在较大分歧，且大多集中于汇率和贸易流量的关系，汇率变动对贸易结构的影响只是作为附带结论，缺乏对这个问题深入的实证分析。本文从出口商品结构角度出发，采用协整分析等计量经济学方法深入考察人民币汇率变动对我省贸易结构的影响，进而得出一些有益的结论，具有较强的现实意义。

三、 实证分析

（一）模型的设立

根据一般经济理论，影响一国进出口贸易最主要因素是进出口商品的相对价格，而影响进出口商品相对价格的关键因素就是汇率。除此之外，由于在1985年～2010年的几十年间， 我国吸引的外商直接投资发生了巨大的变化，例如郑月明、吴青青、程雅思（2009）[7]采用实证的方法，认为FDI对于我国初级产品的促进作用并不明显，而FDI对于制成品的出口具有明显的促进作用，并且这个效应因地区和时间不同而有所差异。因此，本文在协整分析时考虑三个重要变量：贸易结构，汇率和FDI，为避免经济数据时间序列的异方差性，对各个序列取自然对数，建立模型：

lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt

其中，t为时间，Yt为出口贸易结构，FDIt为外商直接投资，REERt为人民币实际有效汇率，β0为常数项，β1、β2为回归系数，μt为随机干扰项。

（二）数据来源及说明

1.本文采用的数据是年度数据，样本期为1985—2010年。福建省出口总额、工业制成品和FDI均来自《福建统计年鉴》，人民币实际有效汇率来自国际货币基金组织提供的国际金融统计。

2.本文研究的是狭义的贸易结构，即出口贸易的商品结构论文服务。按照国际贸易标准分类和附加值的高低，出口商品的构成可以分为两个大类，即初级产品和工业制成品。相比初级产品而言，工业制成品附加值高协整检验，竞争能力强，较高水平的集约型外贸增长方式和国内产业结构多以工业制成品的出口为主。因此本文取我省工业制成品在总出口中的比重衡量贸易结构。

根据《联合国国际贸易标准分类》划分，贸易结构有十类商品：食品及主要供食用的活动物(SITC0)，饮料及烟类(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，矿物燃料、油及有关原料(SITC3)，动植物油脂及油脂(SITC4)，化学品及有关产品(SITC5)，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品(SITC6)，机械和运输设备(SITC7)，杂项制品(SITC8)，未分类的其他商品(SITC9)。联合国贸易与发展会议将SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工业制成品归入劳动密集型产品，将SITC中第5类化学品及有关产品，以及第7类机械和运输设备中的绝大部分门类归入资本与技术密集型产品。因此，本文中我们将SITC 0，1，2，3，4类定义为初级产品，第6，8类定义为资源与劳动密集型产品，第5，7类定义为资本与技术密集型产品。

3.按汇率是否经过价格调整，人们通常把汇率分为名义汇率和有效汇率。在实证过程中，又把有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。与名义汇率、名义有效汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加全面地反映一国货币的对外价值。本文采用人民币实际有效汇率指数来研究汇率变动对出口贸易结构的影响。

（三）平稳性检验

由于实际汇率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口贸易结构（lnY）为时间序列，为了对时间序列数据进行相关实证分析，首先需要对这些变量进行平稳性检验，否则可能导致伪回归。本文采用单位根ADF检验的方法，对各变量及其差分分别进行检验，利用Eviews5.0得到ADF单位根检验结果如下：

表1ADF检验结果

变量

检验模型类型

ADF统计量

ADF临界值

是否平稳

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

一阶差分

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：检验形式(C协整检验，T，P)分别表示单位根检验方程包含常数项、时间趋势项和滞后阶数；**表示在三个临界值的显著性水平上不能拒绝非平稳假设。

（四）协整检验

在现实生活中我们会发现，虽然有一些经济变量本身是非平稳序列，但它们的线性组合却可能是平稳序列，这种线性组合反映了它们之间具有非常密切的长期均衡关系，称为协整关系。根据Engle和Granger在1987年提出的协整理论，检验因变量和解释变量之间是否存在协整关系主要是检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。

使用Eviews5.0软件对模型回归估计，得到

lnYt=-0.480226+0.098838*lnFDIt -0.214771*lnREERt +

（-0.631779） （5.733194） （-1.596416）

R2 =0.73299对残差= lnYt+0.480226-0.098838*lnFDIt+0.214771*InREERt 进行单位根检验，结果如下：

ADF统计值

-3.740000

1%临界值

-2.66072

5%临界值

-1.95502

10%临界值

-1.60907

检验结果显示，残差序列拒绝原假设，序列不存在单位根，因此可以确定序列是平稳序列，lnYt与lnFDIt、lnREERt之间存在协整关系，即福建省出口贸易结构与FDI、人民币实际有效汇率之间存在长期均衡关系。

四、结论与政策建议

本文以1985年至2010年的年度数据作为样本区间．实证研究了人民币汇率和FDI对福建省出口贸易结构的影响。结果表明：首先，人民币汇率与福建出口贸易结构为负向关系。人民币实际汇率每升值1％，以工业制成品衡量的出口商品结构(1nY) 下降约0．21％；由于出口汇率弹性的差异，汇率升值对初级产品的影响可能会大于对工业制成品的影响，这种对于不同类型产品的差异性的“汇率压力”长期影响可能将改变一国的贸易结构。其次，FDI流入对福建贸易结构升级有正向推动作用。我们了解到，FDI流入每增加1%，贸易结构升级约0.098%；可见外商直接投资的增加对贸易结构升级具有促进作用，且其技术外溢、加快资本积累等作用主要体现在资本技术密集型产品的生产上论文服务。

目前福建省经济保持较高的增长速度，但主要是建立在高资源能耗的基础上，整体看来福建省工业过多集中于低端产业，资源使用效率不高，长此以往我省资源利用过度会使得贸易条件不断恶化。因此，贸易结构升级对我省的经济发展具有重大的意义。

可以预见的是，在未来的几年里，随着人民币汇率进一步的趋势性升值，我省出口必然会受到比较大的影响，出口产品竞争力受到严峻挑战。虽然出口企业将面临巨大的压力， 但也得到了一个进行贸易结构、产业结构调整升级的一个绝好机会。这种压力将迫使企业进一步提高产品质量，进行技术革新，提高生产效率协整检验，降低生产成本，转移一些原来仅凭低廉劳动力成本获取竞争力的产业，放弃一些能耗高、污染大的低端产业，引进技术先进、附加值高、能源消耗少的高端产业。

为促进福建省出口贸易发展和出口贸易结构调整的顺利实现，本文建议在制定相关政策时应考虑以下三点：

1.目前，在金融危机尚未完全复苏的背景下，稳定人民币汇率对出口恢复具有重要意义。人民币汇率升值不利于出口的恢复，因此，短期内维持人民币汇率稳定有助于外贸稳定。但在制定中长期汇率政策时，要逐步适当放宽人民币汇率浮动的管理幅度，更多地发挥汇率对市场供求的调节、导向作用。

2.由于外商直接投资能够促进出口贸易商品结构优化和产业结构升级，因此，政府应该继续加大力度吸引外商直接投资。招商引资的重点应该是能够促进福建省经济增长方式转变的、技术含量高的项目，特别是符合福建省产业政策的、能够形成产业集聚效应的项目，从而提高福建省的产业竞争力。

3.在产业变革转型时期，政府应该做好引导工作，提供相应的政策制度环境，支持引导企业大力发展高附加值的资本技术密集型产业，引进先进的生产设备与技术，利用好人民币汇率升值为资本技术密集型产业创造的良好发展机会，转变经济发展方式。

注释：

①《福建统计年鉴》

②《中国统计年鉴》

参考文献

[1]刘传哲，陈寒凝，贾彦利.实际汇率对江苏省出口贸易结构的影响分析[J].中国矿业大学学报，2004(3).

[2]沈丹红，寿志敏.人民币升值对我国出口贸易结构的影响阴[J].商场现代化，2007(10) .

[3]马丹，许少强.中国贸易收支、贸易结构与人民币实际有效汇率[J].数量经济技术经济研究，2005(6).

[4]郭晶，洪诗茜，应汇康.人民币汇率变动对浙江出口贸易结构的影响[J].浙江金融，2010(2).

[5]欧元明，王少平.汇率与中国对外出口关系的实证研究[J].国际贸易问题，2005(9).

篇7

 

压力管道的作业一般都在室外，敷设方式有架空、沿地、埋地，甚至经常是高空作业，环境条件较差，质量控制要求较高。由于质量控制环节是环环相扣，有机结合，一个环节稍有疏忽，导致的都是质量问题。根据压力管道的施工要求，必须在人员、焊接、材料、过程检验等方面强化管理，有针对性地采取各种技术措施，才能保证压力管道的安装质量得到有效的控制。下面就有关方面进行分析阐述。

一、人员素质

对压力管道焊接而言，最主要的人员是焊接责任工程师，其次是质检员、探伤人员及焊工。

1、焊接责任工程师是管道焊接质量的重要负责人，主要负责一系列焊接技术文件的编制及审核签发。毕业论文，安装。如焊接性试验、焊接工艺评定及其报告、焊接方案以及焊接作业指导书等。因此，焊接责任工程师应具有较为丰富的专业知识和实践经验、较强的责任心和敬业精神。经常深入现场，及时掌握管道焊接的第一手资料；监督焊工遵守焊接工艺纪律的自觉性；协助工程负责人共同把好管道焊接的质量关；对质检员和探伤员的检验工作予以支持和指导，对焊条的保管、烘烤及发放等进行指导和监督。

2、质检员和探伤人员都是直接进行焊缝质量检验的人员，他们的每一项检验数据对评定焊接质量的优劣都有举足轻重的作用。因此质检员和探伤员首先必须经上级主管部门培训考核取得相应的资格证书，持证上岗，并应熟悉相关的标准、规程规范。还应具有良好的职业道德，秉公执法，严格把握检验的标准和尺度，不允许感情用事、弄虚作假。这样才能保证其检验结果的真实性、准确性与权威性，从而保证管道焊接质量的真实性与可靠性。

3、焊工是焊接工艺的执行者，也是管道焊接的操作者，因此，凡是从事压力管道焊接的焊工、必须按照现行《锅炉压力容器焊工考试规则》、《现场设备工业管道焊接工程施工及验收规范》的规定进行考试，考试合格后，方可从事相应的焊接施工。

二、焊接

焊接是压力管道安装施工的关键过程和主要过程, 控制好焊接质量是预防产生不合格产品的重要措施。压力管道的焊接应从以下几个方面加强管理。

1、焊接工艺评定及施焊工艺：焊接技术人员应依据设计图纸，有关施工规范及现行标准，根据焊接工艺评定并结合施工现场的实际条件制定切实可行的焊接工艺指导书。施工前对焊工和管工进行技术交底，内容包括焊接材料、工艺参数、焊前预热、层间、后热、热处理的温度和时间、对焊接材料的保管、使用以及无损检测等各项要求。

2、坡口加工及清理：现场条件允许的情况下，应尽量采用等离子弧、氧乙炔等热加工方法。坡口加工完成后，必须除去坡口表明的氧化皮、油污、熔渣及影响接头质量的表面层，清除范围为坡口及其两侧母材不少于20毫米区域，并应将凹凸不平处打磨平整。毕业论文，安装。

3、定位/组对：管接头组对应在确认坡口加工、清理质量后进行。管接头的组对定位焊是保证焊接质量、促使管接头背面成形良好的关键，如果坡口形式、组对间隙、钝边大小不合适，易造成内凹、焊瘤、未焊透等缺陷。组对间隙应均匀，定位时应保证接管的内壁平齐、内壁错边量不超过管壁厚度的10%，且不应大于15毫米。如壁厚不一致，应按规定进行修磨过渡。若焊接定位板时应在焊管板角焊缝的同一方向。管件组对时应垫置牢固，并应采取措施防止焊接过程产生变形。定位焊时，应采用与根部焊道相同的焊接材料和焊接工艺，并由合格焊工施焊。

4、环境因素是制约焊接质量的重要因素之一,施焊环境应符合以下几方面条件：首先，焊接的环境温度应能保证焊件焊接所需的足够温度和使焊工技能不受影响。当施工的环境温度低于施焊材料的最低允许温度时就应该根据焊接工艺评定提出预热要求来操作。另外,在实际焊接时的风速不应超过所选用焊接方法的相应规定值。当风速超过规定值时应备有防风设施才可安排施工。最后，如果焊件表面潮湿(例如下雨),焊工及焊件无保护措施或采取措施仍达不到要求时应停止施工作业。

三、材料管理

要提高压力管道工程的质量,首先必须从源头抓起,在材料采购、验收环节把好关。

1、工程质量创优，材料质量是基础。采购材料时，必须要求供方提品样本及出厂合格证，按规范要求进行检查验收、抽样试验，对特殊材料必须送到检测中心进行试验，合格后方可使用。凡进场的材料质量不合格者，一概拒绝验收。压力管道安装过程使用的焊料、管道材料以及其他消耗材料都必须确保符合设计图纸的要求,如材料变更或代用,必须取得原设计单位的同意并办理相关手续。

2、经检验合格的材料，现场材料员负责进行入库并对其登记上账。毕业论文，安装。有时现场某些材料规格很大，无法在库房存放，故应该选合适的露天场地存放，并做好防护工作。毕业论文，安装。毕业论文，安装。需要进库房存放的材料必须入库妥善保管，以防丢失和损坏。材料发放时，一定要核对材料的工程项目、规格、型号、材料和数量，以防有错。现场使用的焊条必须烘干，操作人员用保温桶领用，以防返潮。每一只桶内只能领用同一牌号的焊条，以防错用，且一次最多不能超过5公斤，在桶内存放时间不应超过四小时，否则必须进行重新烘干。焊丝一次领用数量不得超过最小包装，使用前应检查表面的锈蚀、油污等杂质是否清理干净。氩弧焊所用氩气纯度应不低于99.9%，且含水量不大于50ml/m3。

四、过程检验

压力管道安装时常因过程控制不力,导致施工质量不理想,因此对于压力管道施工质量的控制可以从以下几方面来进行。

(1)加强外观检验,外观检验主要包括检查管道的表面及焊缝是否有裂纹等缺陷,外观检验还包括压力管道组成件和支承件以及在压力管道施工过程中的检验。这些检验都为压力管道质量事故提出了预防的方法,使得事故及时发现并及时解决。毕业论文，安装。

(2)加强无损检测,加强无损检测主要包括加强焊缝表面和焊缝内部等方面的无损检测,无损检测主要是用于检测压力管道的表面及内部质量。另外,还需要加强硬度测定,对有热处理要求的压力管道焊缝,还应该测量焊缝及热影响区的硬度值是否符合设计要求中有关项的标准规定。

五、结束语

以上是我们在多年从事压力管道安装工程质量体系管理工作中探索和总结出来的,希望能为从事压力管道工程项目施工的管理人员提供一些参考,尽快提高压力管道工程项目的管理水平,促进压力管道管理的体系化、规范化进程。

参考文献

1、工业金属管道工程施工及验收规范（GB50235-97）；

2、张西庚.压力管道安装质量保证指南.2002.9；

3、田金柱.压力管道施工焊接质量控制[J].管道技术与设备,2008(3):46～47；

篇8

中图分类号：F290 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）07-0178-02

引言

进入“十二五”时期，宜宾市面临新的发展形势：经济社会发展处于重要战略机遇期，但经济发展方式转变任务更为紧迫。一方面，资源环境的承载能力对经济增长的约束越来越明显，加快转变经济发展方式变得日益紧迫；另一方面，区域发展格局面临深刻调整，充分发挥区域比较优势，进一步优化资源配置，发展特色经济，加大区域分工与协作，促进区域协调发展、一体化发展、互利共赢将成为中国“十二五”期间区域发展主基调。“十二五”时期，宜宾市经济社会发展机遇和挑战交织，但总体上机遇大于挑战，仍处于加快发展的战略机遇期，而且也具备加快发展的基础和条件。

本文将就宜宾市经济承载力问题进行研究，就经济承载力进行探讨，本文承载力概念囊括了传统承载力，综合考虑环境、资源、人口等因素，运用综合评价方法研究四川宜宾市的经济承载力状况。本文研究可以为有关部门进行科学决策、宏观管理和政策分析提供技术支撑，为经济可持续发展实施提供可操作的建设性方案，具有一定的实践意义。

一、综合评价理论

（一）经济承载能力基本理论

经济承载能力是一个综合性概念，是包含人口、资源、环境与经济等因素共同作用的综合体现，是四个方面的有机组合及其动态合力的结果。人口、资源、环境与经济对经济承载能力的最终影响既不是孤立的，也不是单向的，各系统之间是互相影响、相互作用的，它们之间存在“短板效应”，当某个系统达到承载极限时，其他系统的支撑作用就会骤然下降。此时承载能力水平就会遵循短边原则，即单一某系统的突出表现并不会导致整个系统的更好的发展，经济承载能力受条件最差的系统制约和影响。

（二）综合评价方法

综合评价方法是把多个描述被评价事物不同方面且量纲不同的指标，转化无量纲的相对评价值，并综合这些评价值以得出对该事物一个整体评价的方法系。在多指标综合评价系统中，不同的评价指标往往具有不同的量纲和量纲单位，这样，各指标之间存在着不可公度性。要想将它们纳入统一的评价体系，应首先将评价指标进行标准化处理，将指标实际值转化为指标评价值。

二、宜宾市经济承载力评价与分析

（一）指标的建立

笔者将评价经济承载力指标进行分层，目标层为单一目标即经济承载能力评价指标；子系统包括人口系统、资源系统、环境系统、经济系统4个分项指标。

（二）指标的赋权

层次分析法的需要值得注意的是进行一致性检验，以判断判断矩阵设置是否合理，本文判断矩阵经MEC软件计算验证发现每个判断矩阵都通过一致性检验。

（三）承载力指数的计算

在上面得到的权重矩阵基础之上，利用承载力（I）=∑（指标数值x*指标权数w）公式，选用宜宾市2010统计年鉴数据和宜宾市第六次人口普查数据，我们计算得到2006—2010年宜宾市经济承载力指数（见表1）：

三、提升宜宾市经济承载能力的政策建议

人口方面，坚持计划生育的基本国策，控制地区内人口的增长速度，消除人口过快增长对经济发展带来的负面影响；合理规划宜宾市的城乡结构，加大城市容纳人口的能力，改进农村落后的生产方式，进而缩小城乡收入差距；提高宜宾市人口健康素质，完善新型农村合作医疗管理体制，扩大基本医疗保险覆盖范围。

资源方面，控制资源的开采，提高资源的利用效率，如节约用地，大力推进土地整合，适度开发石油天然气和煤炭等化石资源开发要坚持可持续发展的方针；加大可再生资源的重复利用。

环境方面，要从细节做起，可以监测单位GDP能耗，控制能源消耗；加大对环保产业扶持，争取环保技术早日转化为经济成果；做好重点生态环境和旅游胜地的保护工作，如蜀南竹海、石海侗乡、长江上游的国家级自然保护区等等。

经济方面，整合经济资源，建设内生性的经济增长机制十分必要，宜宾市需坚持工业化道路，坚持以信息化带动工业化。一方面继续发展传统工业，如五粮液等，另一方面鼓励应用高新技术改造提升传统产业，引导企业通过自主创新掌握更多的核心技术、关键技术，促进工业结构升级；扩大对外开放，保持宜宾市出口稳定增长；支持具备条件的企业走出去，设立生产和研发基地，购并高新技术企业和研发机构；大力发展第三产业，继续大力发展旅游业，打造以蜀南竹海、石海洞乡等“蜀南四绝”旅游胜地。与旅游产业相配套的饮食、娱乐、宾馆等产业也需要大力发展，建设宜宾特色的旅游、饮食、娱乐、住宿一条龙产业链。

参考文献：

[1] 郭志伟.经济承载力研究——理论、方法与实践[D].大连：东北财经大学博士论文，2009：6.

[2] 陈静.社会、经济、资源、环境协调发展的建模与评价[D].天津：河北工业大学硕士论文，2002：12.

[3] 万铁军.德阳市人口承载力及适度人口研究[D].成都：四川师范大学硕士论文，2010：4.

[4] 赵玲.黑河流域人口承载力预测分析研究[D].兰州：兰州大学博士论文，2010：4.

[5] 徐其军.江苏省环境承载力评价研究[D].南京：南京农业大学硕士论文，2008：6.

[6] 朱宇兵.基于区域环境承载力的广西北部湾经济区重化工业发展思路[J].广西社会科学，2009，（8）.

[7] 施海燕.区域经济承载力评价研究[J].新西部，2008，（8）.

篇9

中图分类号：TS20-4 文献标识码：A 文章编号：1674-7712 （2013） 02-0200-01

河南工业大学粮油食品类专业具有鲜明的专业特色和行业优势，学校始终将特色专业建设与提升放在首位。为支持河南省加快建设中原经济区，巩固提升农业基础地位，保障国家粮食安全，发展主食工业化，河南工业大学粮油食品特色专业的人才培养质量工作面临新的挑战，即培养面向国家和社会需要的创新型、工程应用型人才。为了满足食品工业发展对人才的需求，培养新形势下的应用型人才，使学生的专业技能和实践能力大大提高，我们以提高粮油食品类专业工程能力为目的而对实践教学进行了改革和探索。

一、实验教学的改进和完善

传统的实验教学属于灌输式教育，沿用传统“授人以鱼”的方法，由教师在黑板上写出实验目的、原理、方法和步骤等进行讲解，学生按照教师的思路按部就班、机械地完成操作，不去思考研究实验构思、实验配方的改进和实验工艺流程、操作条件的确定。这种教学形式僵化，学生虽然参与了实验教学活动，但只是生搬硬套，为结果而进行所谓的强化训练，实质上是处于被动接受的状态，缺乏学习的主动性和积极性，没有创新意识和创新精神，对培养学生的实践能力、观察和思维能力、分析和解决问题能力等方面都受到很大限制。

针对以上问题，我们从实验内容上进行了改革，将单一的验证性实验改为基础性实验、设计性实验和综合性实验等， 力求达到实验内容的多样性、综合性、设计性、可选择性，不仅丰富了实验内容， 还有利于培养学生的实践能力，激发学生的思维活动，提高学生探索新问题的兴趣、认识事物的综合能力以及研究问题的能力，真正对学生的科研能力和综合素质起到了很好的锻炼作用。改革后的实验教学无论是基础实验还是综合实验在教学模式上都不同于以往，改变了只进行呆板的实验教学操作的传统模式。基础性实验中，注重实验过程， 淡化实验结果。同一实验内容给不同小组安排不同的原料、配方和工艺参数，使学生在一个单元时间内可以接触到更多的信息。根据学生的操作情况和学生提问进行指点和答疑，向学生说明该实验适用于的科研和工程实践，培养学生的科研思维和工程意识，引导学习的迁移。

以强化学生动手能力、提高学生综合素质为目的，充分以学生为主体，开设综合性和设计性实验。由5-6个人组成一组，在教师指定的范围内自选课题，通过查阅资料自行完成实验方案制定，并从实验原料准备到产品的生产、品尝、检测，均由学生自主完成，教师及时对学生遇到的问题进行启发和提出建议。学生在完成一个产品的设计、研发、生产全过程的同时，不仅提高了实验水平，还亲自制作出了美味的食品，真正感受到了从事食品加工的乐趣，大大激发了学生学习食品专业的信心，对培养学生的思维能力、动手能力和主动性具有重要意义。

二、生产实习的改革与创新

生产实习是粮油食品类专业实践教学的中心环节，是锻炼学生实际工作能力、培养应用型人才的根本保证。为此，我们从时间、地点、内容、教学手段和方式等方面对生产实习环节进行了改革和创新，主要体现在：一是实习周期的延长，为学生深入工厂、熟悉和掌握所学专业知识提供了充足的时间；二是实习地点和内容更加多样化，根据理论课程学习及专业发展的需求，安排学生先后到不同加工厂进行实习，安排教学一线的骨干教师随队驻地指导，将学生课堂所学的全部理论知识在实践生产中进行全面强化；三是实践教学方式转变，从观摩转变为现场教学，从静态教学转变为动态教学，从讲授式授课转变为启发、探究式教学。另外，与多家现代化食品企业和科研机构合作并签订实习基地协议，进行校外实习基地模式的改革与创新，走教学、科研、生产相结合的道路，实现高校教学与企业生产的结合，加快高校科技成果的转化。在实习基地配备了学生实习专用教室，并通过与企业联合培养人才的模式，聘请了生产管理经验丰富的多位企业导师，指导学生实习，部分企业承诺实习期间为学生安排如筛理设备检修，提高学生对设备的认识。

通过生产实习环节的改革，用企业的工程环境，切实提高了实践环节的教学质量，确保了实践教学的效果，直接培养学生的工程能力，对于促进创新型人才的培养十分有益。

三、毕业设计（论文）的加强和提高

毕业设计（论文）是总结性实践教学环节，是对学生在校期间所学知识的简要回顾和总结，也是检验学生工程设计能力的重要手段，能使学生综合应用所学的各种理论知识和技能，对其能力的培养和提高有着重要的影响。工科专业特别是特色专业毕业设计（论文）指导思想必须大力倡导培养大学生的实践能力，使毕业设计（论文）与生产实际相结合，克服传统工科教育“理论脱离实际”的弊端。针对以往的毕业设计（论文）实践教学中专业特色强化不足与工程实践能力有待提高等问题，构建了以提高毕业生工程实践能力、培养卓越工程师为目标的毕业设计（论文）的产学结合模式，重点进行校企结合毕业设计（论文）的模式研究与实践：以学校教师为主的校企模式探讨和以企业为主、学校教师结合模式探讨和研究。以学校教师为主的校企模式主要探讨在教师指导下结合企业技术创新实际而进行的毕业设计（论文）模式创新；以企业为主、学校教师结合模式主要研究以企业急需技术创新为目的、现场解决企业技术难题的毕业设计（论文）模式。通过在毕业设计（论文）过程中实施该模式，不断创新和改革实践教学体系，有效增强了学生的工程实践能力和科技创新能力。

四、小结

通过对实验教学内容进行改进和完善，对生产实习进行改革和创新，对毕业设计（论文）进行加强和提高，有助于提高粮油食品类专业工程能力，培养满足社会需求的高素质应用型人才。

参考文献：

篇10

中图分类号：F12 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）31-0003-02

一、SAS方程拟合

（一）模型建立

论文采用对数模型：lnY=β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+μ

其中，Y代表各城市PM2.5的数值，X1代表城市面积，X2代表城市人口数，X3代表机动车辆的数量，X4代表城市工业增加值，μ代表常数。

通过查阅搜集了各城市2013年的因变量PM2.5以及四个解释变量的原始数据。考虑到有些数值太大不便于后文的分析，则以绍兴数据为基准，定量100，由比例得其余各城市的数据相对值。北京采用车辆限行，取相对值的五分之一。原始数据和标准化数据汇总得到表1：

（二）方程拟合与计量经济学检验

用SAS软件进行方程拟合，拟合结果如下：

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，变量X1前的系数β1的估计值为-0.11722，其对应概率为0.0079，小于显著性水平0.05，说明β1与0有显著性差异。而β2与0没有显著性差异，β3、β4、μ和0有显著性差异。考虑剔除系数与0差异化最小的X2，用X1、X3和X4重新拟合方程，得结果如下：

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

采用拉格朗日乘数检验，得到拟合模型的最终结果：

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

由结果可知，PM2.5主要由城市面积大小、机动车数量和工业增加值决定。

二、正交试验设计分析

（一）直观分析

选取上页表1中PM2.5最低的两个城市和作为标准的城市，把这三个城市的数据作为因素的水平，用L9（3*4）正交表处理，数据表格如下：

表2 实验数据表

因素X1，均值和极差为：k1=39.81，k2=40.67，k3=42.84，极差=k3-k1=3.03

因素X3，均值和极差为：k1=31.69，k2=32.73，k3=54.45，极差=k3-k1=22.76

因素X4，均值和极差为：k1=33.68，k2=40.33，k3=44.88，极差=k3-k1=11.20

极差最大的那一列是要考虑的主要因素。直观分析可知，因素X3的极差最大，也就是说造成三个城市间PM2.5出现差异的最主要因素是机动车辆数量。

（二）方差分析

1.各因素离差平方和

各因素离差的平方和反映了因素水平变化时所引起的试验结果的差异。

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.总离差平方和：QT=x2k=15 364.3091，ST=QT-P=1 299.47

3.实验误差的离差平方和：SE=ST-SX1-SX3-SX4=1.01

4.自由度：fX1=fX3=fX4=3-1=2，f总=9-1=8，fE=f总-fX1-fX3-fX4=2

5.均方值MS：MSX1==24.995，MSX3=493.050，MSX4=95.185，MSE=0.505

6.F值：FX1==49.49505，FX3==976.3366，FX4==188.4851

三个因素的F值都大于临界值F0.05（2，2）=19.000，说明三个因素对PM2.5都有显著影响，又因为976.3366最大，所以城市机动车数量对PM2.5的影响最大。使得PM2.5达到最小值的最优组合是X11X31X41，也就是拉萨的数据。

三、结论

论文主要讲述了PM2.5的一种分析方法，通过分析PM2.5的来源、寻找数据、拟合分析方程，最终得到结果，给如何减少PM2.5提供理论上的依据。

从论文的最终结果来看，对PM2.5影响最大的是城市的机动车数量，其次是城市的工业增加值的影响，最后是城市面积大小对PM2.5的影响。考虑到城市面积和另外两个因素相比影响较小，以及社会成本问题，应优先处理前两个因素。

参考文献：

[1] 李子奈.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000：107-144.

[2] 陈魁.试验设计与分析[M].北京：清华大学出版社，1995：31-35.

[3] 中国国家统计年鉴[K].

[4] 刘峰，乔静然，李飞.部分线性单指标模型的序列相关性检验[J].重庆大学学报，2012，（3）：20-22.

[5] 庞善起.正交表的构造方法及其应用[M].成都：电子科技大学出版社，2004：34-40.

[6] Cook R D，Reid N .Parameter ortrhogomality and approximate in regression.Ann-Statistic，1987，（49），15-39.

Statistical Analysis of the PM2.5

GUO Kang，MENG Xian-yun