時間：2022-12-22 11:25:23
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇工業計量論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
論文關鍵詞：外商直接投資，環境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區，主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年?。ㄊ校┙y計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個省（市）為廣東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數據研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]
若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列?；貧w結果見表1-表8
（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析
表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
2.2587
1.8888
注:括號內為t值，*表示1%的顯著水平項目管理論文，**表示5%的顯著水平，***表示10%顯著水平，表7-表8同。
東部工業廢水與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、上海、北京的FDI對工業廢水排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢水排放量產生負影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點，工業廢水排放量將減少0.0835個百分點。
東部工業廢氣與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，但t統計量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1504個百分點。
表2 中部地區LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LNFS
LNFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
16.6018(7.9671*)
11.6524(3.9031*)
-1.1320(-2.3466*)
-1.2244(-1.8624**)
0.0587(2.1385**)
0.0967(2.6877*)
AR(1)
0.7772(15.2270*)
0.8699(24.1079*)
湖南--LNFDI
-0.0333(-1.0065)
0.8689
0.0030(0.0929)
0.0309
山西--LNFDI
5.29E-05(0.0022)
-0.5998
-0.0116(-0.5248)
0.9869
吉林--LNFDI
0.0224(1.3361)
-0.8116
-0.0138(-0.8731)
-0.1019
安徽--LNFDI
0.0068(0.3212)
-0.1071
0.0848(2.0050**)
-0.5360
黑龍江--LNFDI
-0.0691(-1.3522)
0.4276
0.0047(0.1391)
-0.1447
河南--LNFDI
0.0396(1.6098***)
-0.0902
0.0587(1.1488)
-0.1023
江西--LNFDI
0.0148(0.4637)
-0.3718
0.0410(0.9293)
-0.7326
湖北--LNFDI
-0.0348(-0.7651)
0.8336
-0.0194(-0.4111)
0.6340
R2
0.9992
0.9985
F
11085.59
6243.136
D-W
1.6877
1.6591
中部地區工業廢水與人均地區生產總值呈正U型關系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業廢水排放量產生正影響，山西、安徽在5%的水平下顯著，河南和江西在1%的水平下顯著，吉林的t統計量不顯著，影響最大的河南為0.1444項目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業廢水排放量產生負影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統計量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業廢水排放量將減少0.1025%。
中部地區工業廢氣與人均地區生產總值呈正U型關系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業廢氣排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，湖北在5%的水平下顯著，其他省都在1%的水平下顯著。影響最大的河南為0.0819，其次是安徽。吉林、黑龍江的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，且都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.1521，即FDI每增加1個百分點，工業廢氣排放量將減少0.1521個百分點，其次是吉林。
（二）東部和中部地區FDI對工業煙塵、工業粉塵影響差異分析
表3 東部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
32.7262(2.8164*)
52.9893(3.8847*)
-10.5024(-2.6944*)
-18.5026(-4.0342*)
1.2657(2.9653*)
2.2848(4.5435*)
-0.0505(-3.2386*)
-0.0927(-5.0305*)
AR(1)
0.4000(6.1657*)
0.3097(4.5813*)
海南--LNFDI
0.0477(0.3532)
-4.19200
-0.2814(-1.2742)
-0.4495
河北--LNFDI
-0.0335(-0.3842)
0.5242
0.0267(0.2515)
-0.0456
上海--LNFDI
-0.1521(-2.7826*)
0.5767
-0.2069(-2.4847*)
0.3125
浙江--LNFDI
-0.0627(-0.8102)
-0.0833
-0.0941(-0.9720)
0.6786
遼寧--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
廣東--LNFDI
0.0402(0.4283)
-1.1402
-0.0525(-0.4761)
0.6557
北京--LNFDI
-0.2631(-2.2266**)
1.3044
0.1188(0.2863)
-2.7899
天津--LNFDI
0.0139(0.1345)
-1.7711
-0.2062(-3.3778*)
-0.2964
江蘇--LNFDI
-0.1082(-2.3398**)
1.4371
-0.0810(-1.0884)
0.7549
福建--LNFDI
-0.0546(-0.6975)
-0.9522
-0.0017(-0.0179)
-0.8758
山東--LNFDI
-0.1649(-2.4789*)
2.2796
-0.0876(-1.2915)
1.1267
R2
0.9829
0.9773
F
487.359
326.259
D-W
2.0287
2.1269
東部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、廣東、天津的FDI對工業煙塵排放量產生正影響，但t統計量不顯著。河北、上海、浙江、遼寧、北京、江蘇、福建、山東的FDI對工業煙塵排放量產生負影響，上海、山東在1%的水平下顯著項目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他省（市）的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2631個百分點。
東部地區工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。河北、北京的FDI對工業粉塵排放量產生正影響，但不顯著。海南、上海、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業廢氣排放量產生負影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業粉塵排放量將減少0.2069%。
表4 中部地區LNGYYC、LNGYFC模型參數估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
42.0185(1.8447**)
89.1652(3.1244*)
-13.5462(-1.6467***)
-32.1750(-3.1544*)
1.6143(1.6440***)
3.9980(3.3162*)
-0.0636(-1.6339***)
-0.1632(-3.4480*)
AR(1)
0.3172(4.1467*)
0.4488(6.0984*)
湖南--LNFDI
-0.0019(-0.0419)
-0.8825
0.0495(0.6818)
-0.8836
山西--LNFDI
-0.0189(-0.3482)
-0.0711
0.0357(0.7816)
-0.8062
吉林--LNFDI
-0.1284(-3.0416*)
0.3904
-0.1267(-3.4817*)
-0.4546
安徽--LNFDI
-0.0772(-1.4121)
-0.3836
-0.0923(-1.5097)
0.1776
黑龍江--LNFDI
-0.2387(-3.8292*)
2.0898
-0.2454(-3.2349*)
1.0407
河南--LNFDI
0.0198(0.3755)
-0.5630
-0.0493(-0.7333)
0.2108
江西--LNFDI
-0.0365(-0.7702)
-1.0183
-0.0689(-1.2353)
-0.1311
湖北--LNFDI
-0.1321(-2.4864*)
0.3379
-0.1383(-2.3095*)
0.7561
R2
0.9486
0.8592
F
155.442
46.2631
D-W
1.9311
2.1184
中部地區工業煙塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省FDI對工業煙塵排放量產生負影響，湖南、山西和河南的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2609，即FDI每增加1個百分點，工業煙塵排放量將減少0.2609個百分點，其次是吉林項目管理論文，再其次是湖北。
中部工業粉塵與人均地區生產總值呈倒N型關系。中部8省的FDI對工業粉塵排放量都產生負影響，湖南、山西、河南、江西的t統計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統計量在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.3797，即FDI每增加1個百分點，工業粉塵排放量將減少0.3797個百分點，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）東部和中部地區FDI對工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量影響差異分析
表5 東部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
63.4898(5.0320*)
8.7117(5.0309*)
-17.5778(-4.2654*)
-0.8248(-3.5953*)
1.7727(3.9784*)
-0.0581(-3.6181*)
AR(1)
0.8177(27.0287*)
0.5104(8.6360)
海南--LNFDI
0.2352(1.4884)
-4.4831
4.9656(3.7795*)
-49.2073
河北--LNFDI
0.2510(2.1371**)
-0.2996
0.2615(1.1668)
-0.3946
上海--LNFDI
-0.0111(-0.2948)
0.5235
2.3659(2.0572**)
-26.9802
浙江--LNFDI
0.1614(2.5550**)
-1.0426
-0.0413(-0.2534)
0.9621
遼寧--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
廣東--LNFDI
-0.0459(-0.3341)
1.7425
0.2184(0.6742)
-0.9511
北京--LNFDI
0.05877(1.4172***)
-0.7293
-0.7027(-2.0111**)
10.3680
天津--LNFDI
0.1134(1.4843***)
-1.7596
0.2503(0.4228)
-2.4523
江蘇--LNFDI
0.0285(0.5063)
1.2896
0.3357(0.4981)
-2.2678
福建--LNFDI
0.0139(0.1094)
0.9179
-0.1359(-0.5610)
2.9014
山東--LNFDI
0.0754(0.5823)
1.2289
-0.7350(-3.1354*)
8.6788
R2
0.9988
0.8743
F
7269.704
53.5716
D-W
2.0843
1.8612
東部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，河北和浙江在5%的水平下顯著，北京和天津在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統計量不顯著。影響最大的河北為0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、廣東的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，但都不顯著。
東部地區工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈遞減型關系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，海南在1%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他省（市）相比回歸結果反差很大，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響。遼寧在10%的水平下顯著，北京在5%的水平下顯著，山東都在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統計量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少-0.7650%。
表6 中部地區LNGTCS、LNGTPF模型參數估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
41.3077(3.8757*)
1991.625(1.8463*)
-11.3227(-2.9668*)
-941.7224(-1.8373**)
1.2302(2.7211*)
166.8861(1.8333**)
-0.0421(-2.3692*)
-13.0867(-1.8269**)
0.3829(1.8173**)
AR(1)
0.4372(6.4688*)
0.5462(7.7679*)
湖南--LNFDI
-0.0192(-0.6301)
-0.1254
0.1453(0.7240)
-3.5711
山西--LNFDI
0.0619(3.2135*)
-0.0267
0.1310(0.7933)
-1.5068
吉林--LNFDI
-0.0386(-2.2811**)
-0.3432
-0.1869(-1.3899)
-2.2181
安徽--LNFDI
0.0208(1.1657)
-0.2012
-1.0940(-3.7083*)
5.2815
黑龍江--LNFDI
-0.1889(-6.3619*)
1.8097
-0.9583(-1.7057***)
4.9852
河南--LNFDI
0.0880(4.0322*)
-0.9111
-0.3186(-1.6994***)
-0.2906
江西--LNFDI
0.0263(1.0920)
0.0630
-0.1247(-0.6319)
-1.8346
湖北--LNFDI
-0.0037(-0.2067)
-0.2943
-0.2196(-0.9938)
-0.5911
R2
0.9988
0.9100
F
7004.577
75.3401
D-W
1.8913
2.1274
中部地區工業固體廢物產生量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業固體廢物產生量產生正影響，安徽和江西的t統計量不顯著，山西和河南在1%的水平下顯著，影響最大的山西為0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業固體廢物產生量產生負影響，湖北的t統計量不顯著，湖南、吉林、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2256項目管理論文，即FDI每增加1個百分點，工業固體廢物產生量將減少0.2256個百分點，其次是吉林。
中部工業固體廢物排放量與人均地區生產總值呈四次曲線關系。湖南、山西的FDI對工業固體廢物排放量產生正影響，湖南的t統計量不顯著，山西在10%的水平下顯著。吉林、安徽、黑龍江、河南、江西、湖北的FDI對工業固體廢物排放量產生負影響，河南、江西在5%的水平下顯著，湖北在10%的水平下顯著，吉林、安徽、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-1.4849，即FDI每增加1%，工業固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業固體排放量的影響來說，兩省與其他省形成很大反差。
（四）東部和中部地區FDI對工業二氧化硫排放量影響差異分析
表7 東部地區LNSO2模型參數估計結果
LnSO2
變量
參數
固定效應
α
1.7784(10.4264*)
0.2475(7.8184*)
AR(1)
0.3621(5.9372*)
海南--LNFDI
0.3036(4.0824*)
-6.565940
河北--LNFDI
-0.0529(-2.2161**)
1.448053
上海--LNFDI
-0.1001(-3.0210*)
0.746609
浙江--LNFDI
-0.0234(-0.8374)
0.436150
遼寧--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
廣東--LNFDI
0.1235(2.4580*)
-1.469815
北京--LNFDI
-0.2192(-3.0616*)
1.380896
天津--LNFDI
-0.0549(-0.8785)
-0.400097
江蘇--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山東--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
東部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈遞增型關系。海南、廣東、福建的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統計量不顯著。影響最大的海南為0.3036，其次是廣東。河北、上海、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，河北在5%的水平下顯著，上海、北京、江蘇和山東在1%的水平下顯著，浙江、遼寧、天津和福建的t統計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點，其次是山東，再其次是上海。
表8 中部地區LNSO2模型參數估計結果
LNSO2
變量
參數
固定效應
α
49.7283(2.7411*)
-16.4410(-2.5267*)
1.9236(2.4931*)
-0.0729(-2.3995*)
AR(1)
0.4471(6.3202*)
湖南--LNFDI
-0.0502(-1.6367***)
0.5336
山西--LNFDI
-0.0027(-0.0862)
0.3643
吉林--LNFDI
-0.0347(-1.1924)
-0.6959
安徽--LNFDI
-0.0331(-1.0058)
-0.1321
黑龍江--LNFDI
-0.0817(-1.8392**)
-0.0178
河南--LNFDI
0.0577(1.3970)
-0.4663
江西--LNFDI
-0.0021(-0.0525)
-0.5978
湖北--LNFDI
-0.1256(-3.4697*)
1.1308
R2
0.9859
F
591.498
D-W
2.0540
中部地區工業二氧化硫排放量與人均地區生產總值呈倒N型關系。山西、河南的FDI對工業二氧化硫的排放量產生正影響，但t統計量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生負影響，湖南、安徽、江西在5%的水平下顯著，吉林、黑龍江、湖北在1%的水平下顯著。影響最大的湖北為-0.1255，即FDI每增加1個百分點，工業二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點項目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。
從以上回歸結果分析顯示，東部十一省（市）的污染指標與人均地區生產總值大多呈現倒N型關系。相對來說，上海、北京、山東、江蘇、天津和遼寧的FDI是“清潔”的。東部多數?。ㄊ校┑腇DI對工業廢水、工業廢氣、工業粉塵、工業煙塵、工業二氧化硫產生負向影響，而多數?。ㄊ校┑腇DI對工業固體廢物的排放量和工業固體廢物產生量產生正向影響。中部八省的污染指標與人均地區生產總值呈現正U型和倒N型關系，工業固體廢物排放量出現四次曲線關系。中部地區FDI相對較“清潔”的是黑龍江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣、工業固體廢物、工業二氧化硫排放量和工業固體廢物產生量產生負向影響，即有利于環境改善，大部分省的FDI對工業廢水、工業廢氣產生正影響。
四、結論
東部地區的遼寧、山東的FDI對工業廢水排放量產生顯著的負影響；中部地區只有河南的FDI對工業廢水排放量產生顯著的正影響。東部地區江蘇的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的負影響；中部地區安徽的FDI對工業廢氣排放量產生顯著的正影響。東部地區的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業煙塵的排放量產生顯著的負影響。上海、天津的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響；中部地區的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業粉塵的排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、浙江、北京天津的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響；中部的地區的吉林、黑龍江的FDI對工業固體產生量產生顯著的負影響，山西的FDI對工業固體產生量產生顯著的正影響。東部地區的遼寧、北京、山東的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響，海南和上海的FDI對工業固體排放量產生顯著的正影響；中部地區的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業固體排放量產生顯著的負影響。東部地區的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響，海南、廣東的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的正影響；中部地區的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業二氧化硫排放量產生顯著的負影響。東部地區FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進一步研究北京的FDI產業分布，借鑒經驗調整中國FDI的區位和產業分布。東部和中部?。ㄊ校┑腇DI對污染指標的影響存在較大差異，總的來說，東部地區的FDI比中部地區的更清潔，這可能是因為中國的FDI主要集中于東部地區，因而存在有結構效應和規模效應。寬松的環境管制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素，具有一定的“污染避難所”效應特征，但中國并未成為一個世界的“污染避難所”。
參考文獻
[1]Grossman G，Krueger A.Environment Impactsof The North American Free Trade Agreement.NBER， [R] Working Paper，No3914，1991
[2]Eskeland，G.S.and Harrison，A.E.“Moving to Greener Pasture? Multinationalsand the Pollution Haven Hypothesis，”Journalof Development Economics. 2003，70 (1)：1- 23.
今天給大家分享的論文格式是：人文地理論文格式要求；論文格式說白了就是指進行論文寫作時的樣式要求，以及寫作標準。那么人文地理論文格式又有哪些要求呢？以下是學術參考網小編為朋友們搜集整理的人文地理論文格式要求，供大家閱讀參考。希望可以幫助到各位朋友們~
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二、文章結構。論文應依次包含論文題目、作者姓名、作者單位及通訊地址、摘要、關鍵詞、正文、參考文獻、作者簡介等。
其中，論文題目、作者姓名、作者單位、通訊地址、郵編、摘要、關鍵詞分別用中英文表示。論文應完整且簡明扼要，需包括必要的研究背景、研究方法、研究結果與分析等；應保留涉及主要觀點的圖片、曲線和表格，并注明數據來源。根據論文集出版需要，編輯有權對稿件進行刪改。
三、論文格式
1.正文以前部分
(1)中文格式
論文題目：三號黑體，居中排，文頭頂空一行。
作者姓名：小三號楷體，居中排，兩字姓名中間空一全角格，作者之間用逗號區分。
作者單位及通訊地址：按省名、城市名、郵編順序排列，五號宋體，居中排，全部內容置于括號之中。作者單位與省市名之間用逗號，城市名與郵編之間空一全角格。作者單位多于一個在作者姓名處用上角標注。
摘要：“摘要”二字小五號黑體；內容小五號宋體，不少于200字。
關鍵詞：需列出3～5個?！瓣P鍵詞”三字小五號黑體，其他小五號宋體，第1個關鍵詞應為二級學科名稱，學科分類標準執行國家標準(GB/T13745-92)，中文關鍵詞之間用分號。
(2)英文格式
英文字體均使用TimesNewRoman字體。其中，論文題目用三號字體、加粗、居中排；作者姓名用四號字體、居中排，多位作者之間用逗號區分，姓大寫，名首字母大寫，中間不加連字符；作者單位及通訊地址用五號字體、居中排，全部內容置于括號之中；摘要，“Abstract”一詞五號加粗，內容五號字體，不少于200個詞，用過去時態敘述作者工作，用現在時態敘述作者結論；關鍵詞，“Keywords”一詞五號加粗，內容五號字體。英文關鍵詞之間用逗號。作者單位與摘要之間、關鍵詞與正文之間分別空一行。
(3)正文之前的所有內容左右各縮進2字符。
2.正文
五號宋體通排；文中所用計量單位，一律按國際通用標準或國家標準，并用英文書寫，如hm2，kg等；文中年代、年月日、數字一律用阿拉伯數字表示。
文中圖、表應有自明性，且隨文出現。圖以10幅為限。盡量采用Word文檔以插入表格方式制作三線表。圖(表)須有圖(表)題，緊隨文后，且在同一頁面。圖中文字、符號或坐標圖中的標目、標值須寫清。標目應使用符合國家標準的物理量和單位符號。表的內容切忌與插圖和文字內容重復。
正文中的各級標題、圖、表體例見表1、表2：
表1標題體例
標題級別字體字號格式說明與舉例一級標題宋體四號加粗頂格排，單占行阿拉伯數字后空1格，如“1概述”二級標題宋體小四加粗頂格排，單占行如“1.1仿真實現方法”三級標題宋體五號加粗頂格排，單占行如“1.1.1管網仿真實現方法”四級標題五號宋體左空2字，右空1字，接排正文阿拉伯數字加括號，如“(1)”允許用于無標題段落
表2圖、表、注釋及參考文獻體例
內容字體字號格式說明圖題五號黑體排圖下，居中，單占行圖號按流水排序，如“圖1”“圖2”圖注小五號宋體排圖題下，居中，接排序號按流水排序，如“注1”表題五號黑體排表上，居中，可在斜杠后接排計量單位，組合單位需加括號如“表5幾種車輛的速度/(km/h)”表序號按流水排序，如“表1”、“表2”表欄頭小五號宋體各欄居中，計量單位格式同上圖文/表文小五號宋體表文首行前空1字，段中可用標點，段后不用標點
3.參考文獻
文章必須有參考文獻，請列主要的參考文獻，在文中對應位置以右上角標的形式標注；“參考文獻”四字作為標題，五號黑體，居中，段前段后各空0.5行；參考文獻內容用小五號宋體；參考文獻按文中出現的先后順序編號，文獻著錄格式如下。
連續出版物：[序號]作者.文題[J].刊名，年，卷(期)：起始頁碼-終止頁碼.
專著：[序號]作者.書名[M].出版地：出版者，出版年.起始頁碼-終止頁碼.
譯著：[序號]作者.書名[M].譯者.出版地：出版者，出版年.起始頁碼-終止頁碼.
論文集：[序號]作者.文題[A].編者.文集[C].出版地：出版者，出版年.起始-終止頁碼.
學位論文：[序號]作者.文題[D].所在城市：保存單位，年份.起始頁碼-終止頁碼.
專利：[序號]申請者.專利名[P].國名及專利號，日期.
技術標準：[序號]技術標準代號.技術標準名稱[S].
技術報告：[序號]作者.文題[R].報告代碼及編號，地名：責任單位，年份.
報紙文章：[序號]作者.文題[N].報紙名，出版日期(版次).
在線文獻(電子公告)：[序號]作者.文題[EB/OL].http：//…，日期.
光盤文獻(數據庫)：[序號]作者.[DB/CD].出版地：出版者，出版日期.
4.作者簡介
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參考范文：
例談人文地理試題的解題策略
一、人文地理試題的特征
人文地理試題以可持續發展為指導思想，以人地關系為主線，以人口、城市、資源、環境、產業發展等問題為重點，以圖表為支撐，考查人文地理主干知識，考查考生運用圖表、數據解題的能力及對地理信息的采集、整理、歸納、分析總結的能力。人文地理試題有以下幾個特征。
1.區域性
人文地理學是一門關于地域分異的科學，以區域為研究核心。人文地理試題常以微觀區域為背景，考查區域內重要的人文地理事物和現象，要求考生能運用人文地理學的基本原理和觀點來分析或評價某一區域環境中的人類生產活動的合理性。
2.綜合性
地理學研究的地球表面是一個多種要素相互作用的綜合體，這決定了地理學具有綜合性的特點。地理學不限于研究地球表面中的各個要素，更重要的是把地球表面作為統一的整體綜合地研究，著重研究各要素之間的相互作用、相互關系。故人文地理試題具有綜合性的特征。
3.探索性
地理學這門課程旨在幫助學生學習地理科學知識，認識人類與地理環境的關系；引導學生掌握地理學習和研究的方法，弘揚科學精神和人文精神，培養創新精神和實踐能力；引導學生關注地方、國家和全球的地理問題，樹立可持續發展觀念。也就是說，學習地理是奔著解決我們發展過程中遇到的或將要遇到的問題去的，作為考查地理知識和地理素養的人文地理試題必然具有探索性的特征。
4.開放性
地理課程是落實“立德樹人”的重要載體，其目標是使學生形成正確的人地協調觀，培育家國情懷，拓展全球視野，增強社會責任感；使學生學會運用地理的綜合思維、區域認知方法認識、理解、解釋我們生存的自然環境和人文環境；使學生掌握學習和探究地理問題的方法和技術，具備地理實踐能力，為未來學習和走向社會打下基礎。開放的人文地理試題能全面考查學生是否具備科學的人地觀、發展觀，是否具備辯證分析問題、科學合理解決地理問題的能力。近幾年來，人文地理試題的開放性越來越明顯。
二、人文地理試題的解題策略
1.科學建模
人文地理學雖然知識點多、散，但人文地理內容“形散而神不散”，可以通過建模的形式將知識點串聯起來。例如，我們在學習魯爾工業區時，要詳細分析魯爾工業區的工業類型、支撐其發展的基礎、興起衰落的原因、整治的措施，整理出一套有關魯爾工業區的模型。我們還要將魯爾工業區模型進行補充、修正，以形成具有普遍意義的傳統工業區模型。我們還可針對某類試題，建立答題模型。一個完整的答題模型包括四部分：標題、適用條件、答題要點、備注。
2.精準套模（套用模型），巧妙用模、驗模
完成各類問題的建模只是完成了基礎性工作，要想在人文地理試題上獲得高分還得精準地分析背景材料和巧妙地運用模型。
一道人文地理試題一般由背景材料、圖形、設問三部分組成。在做題時，我們一般分四個步驟進行，下面以2016年高考江蘇省地理試卷第28題第（1）題為例（試題略），簡述套模、用模方法。
第一步，粗讀材料、細審設問。拿到試題時，要快速、粗略地瀏覽所給材料和圖形，知道材料和圖形描述的是攀枝花城市轉型的地理現象。然后要認真、仔細地閱讀分析每一個設問，從設問中剝離出所考查的知識點，思考可套用的模型。第（1）題設問有兩個。一個是攀枝花發展成為“鋼城”的有利條件是什么？“鋼城”顧名思義攀枝花的工業以鋼鐵產業為中心，故可將設問歸為傳統工業發展的條件。另一個是攀枝花作為老工業基地，其可持續發展面臨的問題是什么？攀枝花作為老工業基地，之所以出現問題主要是因為產業結構單一和發展中沒有處理好環境與發展的關系。該設問可以歸為傳統工業區衰落的原因。
第二步，依據模型要點細嚼材料，提取有用信息。根據第一步對第（1）題設問的分析可知，本題要用到兩個模型。第一個模型要點為位置、交通、市場、能源、鋼鐵原料、水源、科技、勞動力、政策、產業基礎等。第二個模型要點為產業結構單一、鋼鐵過剩、資源短缺、煤炭地位下降、技術沖擊、環境問題突出、配套基礎設施落后等。
第三步，整理答題要點，并作修訂檢查。在整理語言要點時，要將思維過程和思維結果用針對性和專業性強、邏輯性和層次性分明、條理清晰的簡潔語言表達出來。要點間要相互補充，以形成完整的答案。
第四步，書寫答案。要求字跡清楚，分點作答。
以上四個步驟中，第一步實際上就是通過細審設問來套模，第二、三步就是用模、驗模的過程。
在解答人文地理試題時按上述步驟和方法能有效提高解題的效率和準確率，但要嫻熟地運用此方法還需多加練習。
1.中國化學論文與國家自然科學基金化學項目地域分布的比較研究
2.化學論文中表格設計存在的問題及解決方法
3.合成類化學論文前言的審改原則及實例分析
4.合成類化學論文摘要的基本標準及其審改實例
5.合成類化學論文題名的審改原則及實例分析
6.科技文獻檢索與化學論文撰寫
7.如何撰寫分析化學論文
8.提高化學類本科畢業論文質量的思考
9.課程論文在公安基礎化學教學中的實踐
10.化學論文中幾組易混字辨析
11.基于合著論文的學科知識流動網絡的特征分析——以“藥物化學”學科為例
12.2002~2012年我國化學類高被引論文分析
13.廣西高校大學生化學論文設計競賽的實踐與研究
14.醫用化學論文寫作的實踐教學
15.30種化學類核心期刊高被引論文研究
16.千名醫學家推薦最新七大生物化學論文
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18.淺談化學專業英語論文寫作
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20.分析化學實驗教學改革論文的統計分析
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22.縮短科技期刊周期的思考及實踐——以《化學學報》為例
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24.物理學、化學論文的特點及寫作要求
25.促進化學類本科畢業論文質量提高的幾點思考
26.美國化學鍍鎳年會論文綜述
27.高被引論文的參考文獻特征研究——以化學領域為例的實證分析
28.物理學、化學論文的寫作特點和要求
29.廣東省舉行分析化學論文報告會
30.基于創新型人才培養的畢業論文化學實驗的綠色化
31.1983年分析化學論文報告會概況
32.分析化學論文報告會在陜西臨潼召開
33.化學化工本科畢業論文存在問題和改革措施
34.電子期刊庫對于高校化學學科科研的文獻保障狀況研究——以上海師范大學化學學科用戶近五年SCI收錄論文為例
35.應用化學專業本科畢業設計(論文)質量控制的探討
36.試析化學類論文英文摘要特點
37.化學類論文圖形摘要的主要類型及設計技巧
38.諾貝爾獎與科學家論文數量、被引頻次的相關性——基于2000-2010年諾貝爾化學、物理學獲獎者的實證研究
39.化學基礎研究論文的引文統計與評價
40.我國化學論文產出的科學計量分析
41.農科院校提高化學類專業畢業論文質量的探索與實踐
42.2000～2004年SCI-E收錄《生物化學與生物物理進展》論文分析
43.中美科技期刊論文英文標題詞匯特征對比分析——以化學類為例
44.國外新發表的皮革化學論文
45.綜述論文在化學期刊中的作用及編輯組稿策略——以《高等學?；瘜W學報》的辦刊實踐為例
46.應用化學畢業論文教學中指導教師和實驗員角色的探討
47.小論文在分析化學教學改革中的應用
48.自然科學基金資助項目(有機化學)論文統計分析
49.地方本科院校化學化工類畢業論文教學改革
50.轉型目標下如何提高化學類專業畢業論文質量
51.課程論文在食品化學理論教學中的實踐與探索
52.論文式實驗報告在生物化學實驗教學中的應用
53.中美高影響因子化學類科技期刊研究性論文標題用詞對比分析
54.如何提高化學、化工類畢業論文質量
55.化學專業科研論文的撰寫技巧探究
56.論化學類本科畢業論文的撰寫
57.高師院?；瘜W專業本科畢業論文中的問題及其撰寫要求
58.論文寫作在?？婆R床醫學專業生物化學教學中的應用
59.一九八年中國化學會分析化學論文報告會論文目錄
60.生物化學實驗教學改革探討——論文式實驗報告
61.地方高校應用化學本科畢業論文改革探索
62.化學專業畢業論文教學改革與應用型科研人才培養的實踐
63.中國化學研究論文總數已名列世界第三
64.普通本科院?；瘜W化工類畢業論文(設計)質量改進探索與實踐
65.第四次中日煤化學、碳——化學論文報告會介紹(Ⅱ)
66.指導化學工藝專業碩士研究生論文開題報告的一些體會
67.化學文摘（CA）對我國化學期刊論文的處理
68.提高獨立院校化學專業本科畢業論文質量的探討
69.應用化學專業畢業論文(設計)實施方案的探索及實踐
70.保障應用化學本科畢業論文質量的探索
71.Elsevier收錄我國分析化學類期刊論文的特點及對題名和關鍵詞的修改
72.碩士學位論文質量過程控制及管理探索——以廣西大學化學化工類碩士學位論文為例
73.應用化學專業畢業論文教學中存在的問題與指導策略
74.提高化學專業本科畢業論文質量的實踐與思考
75.中國化學研究論文總數名列世界第三
76.化學論文關鍵詞的選定與排序
77.理工科本科畢業論文改革創新模式研究與實踐——以化學類專業為例
78.化學化工常用軟件在相關科技論文中的應用
79.化學專業本科畢業論文中創新性問題的思考
80.提高化學專業本科畢業論文質量的探討
81.淺談《科技論文寫作》在化學化工專業本科教學中的作用—以“合肥學院能源化學工程”專業為例
82.提高化學本科畢業論文質量的建議
83.科技創新導向的化學化工類本科畢業論文模式思考與實踐
84.化學化工類畢業論文(設計)質量的影響因素與對策研究
85.“《化學學報》2014年度最具影響力論文獎”揭曉
86.提高應用化學專業畢業論文(設計)質量的探索與實踐——以安徽工程大學應用化學專業為例
87.“《化學學報》2014年度最有影響力論文獎”揭曉
88.“《化學學報》2013年度最有影響力論文獎”揭曉
89.理工科本科畢業論文現狀及分析—以化學類專業為例
90.應用為導向的《化學文獻檢索及論文寫作》教改探索
91.《結構化學》教學中設置課程論文的思考與嘗試
92.有機化學專業本科生畢業論文改革的探索
93.我國成為化學論文大國
94.28屆地質大會有關礦物巖石地球化學論文摘要選
95.強化化學本科畢業論文實驗教學環節的幾點探討
96.化學十年:世界與中國——基于2001-2010年WoS論文的文獻計量分析
97.校企合作指導應用化學專業畢業論文(設計)的新模式的探討
98.國內期刊近期發表的油田化學論文題錄
關鍵詞：科技創新；中長期信貸；財政科技撥款；證券市場
中圖分類號：F832.48
文獻標識碼：A
文章編號：1004-8308（2012）05-0109-08
創新是一個昂貴的過程，需要付出足夠的資源來啟動、指引和維持，因此，被普遍認為是創新經濟分析先驅的約瑟夫·熊彼特，把資源配置，尤其是金融資源配置的研究作為他創新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特認為，創新通過信譽的建立來獲得資助，信譽能通過多種途徑建立，并重點強調了商業銀行的作用，即產生新的購買力并使企業家可利用，繼熊彼特之后，著名經濟學家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《經濟史理論》）中也指出，英國的工業革命實際上得益于18世紀早期在英國發生的金融革命，因為一些主要科技發明在工業革命發生前就已存在，而工業革命中對這些科技發明的大規模使用得到了大量而長期的固定資產投資支持，如果金融市場不能提供充足并且低成本的流動性支持，則科技發明的大規模推廣和使用將受到極大限制，隨著20世紀70年代信息經濟學興起，當代經濟學家已把“信息不對稱”引入企業金融和投資行為間交互作用的研究中，指出企業和金融家之間的信息不對稱使得企業的外部金融比內部金融更加昂貴，一些研究認為，各產業的投資行為（金融要求）是由科技水平決定的，更多依靠外部金融的產業在擁有更發達金融市場的國家中應該成長更快。
現代科技創新早已超越工業革命時代依靠實踐經驗總結而來的技術革新和發明，而主要依靠基于科學研究和試驗基礎上的新發現和新突破來進行，通常認為，完整意義上的科技創新包括了基礎研究、應用研究和商業化等3個階段，其中商業化是最為關鍵的階段，美國經濟學家羅斯托指出，“18世紀的法國科學水平被判為至少相當于，而且很可能超過英國，在發明的質量（不是數量）上，法國也相當于或超過英國”，但工業革命卻發生在英國，英國相對于法國的優勢在于將科技發明成功實現商業化，只有將科技發明引進生產體系當中，科技發明才能轉化為科技創新，因此對科技創新的金融支持就不僅僅包括前期的研發投入，更重要的是對創新成果商業化階段（創新產品批量生產和銷售階段）提供資金支持，以Lerner為代表的現代學者則認為，由于科技創新具有高度不確定性和相對的市場配置失靈，政府不僅要對科技創新提供大量的財政投人，還應積極出資成立風險投資機構或基金直接進行股權或類似股權的投資，激勵科技創新活動，由此可見，科技創新的融資體系實際上包括了政府財政投入和資本市場籌資兩大部分，對于科技創新融資支持的實證研究，目前國內公開所能見的幾乎沒有，只有少數相關的研究，例如，沈能在其博士論文中安排了一章“金融安排促進技術創新功能實現的實證檢驗”，其模型的變量為“金融發展、技術創新、資本形成”；鄧平博士論文也寫入了“中國金融支持科技創新的VAR分析”一章，其模型的變量為“金融發展規模指標、金融發展結構指標、金融發展效率指標、科技創新指標”，顯然二人是從金融的制度安排角度來檢驗其對科技創新的作用，我們認為，在當今科技創新的時代，且不論金融制度安排根植于一國歷史文化傳統而有較強的路徑依賴性，無論一國金融制度如何設計，如果其能有效解決科技創新的關鍵難題——融資問題，則是適宜的，舍其而難以有更好的衡量標準，此外，張強和趙建曄對我國資本市場對科技創新的支持作用進行了實證研究，但其論文也僅僅考慮了資本市場的支持作用，并未探討財政投入對科技創新的支持作用，有鑒于此，我們擬就各種融資渠道對科技創新的支持作用及其動態影響關系進行計量實證分析，以便從整體上把握我國科技創新融資支持的重要作用。
1 變量選取與數據說明
1.1對科技創新指標的選取
我們對科技創新的衡量是從科技創新產出角度來考察的，因為從產出角度來衡量可以更加客觀地評價科技創新活動成效，由于科技創新成果衡量指標眾多，直接選用則會在建立多元回歸模型時讓問題分析變得復雜，且變量之間還可能存在嚴重多重共線性問題，為此，我們采用“主成分分析法”，在低維空間將信息分解為互不相關的部分以獲得更有意義的解釋，文章數據全部來自歷年的《中國科技統計年鑒》，基于數據可得性及盡可能獲得更多觀察數據方面考慮，并盡量剔除政府部門人為因素的影響，在《中國科技統計年鑒》的“科技成果”統計分項中，我們分別選取了“國內專利申請受理數”（簡稱專利申請，下同）、“國外主要檢索工具收錄我國論文總數”（簡稱科技論文，下同）、“全國各地區技術市場成交合同數”（簡稱成交合同）、“全國各地區技術市場成交合同金額”（簡稱成交金額）和“高技術產品出口額”（簡稱出口）等5項統計指標，分別記為PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，數據的時間跨度為1987-2009年，計量調整后的有效數據為1988-2008年共21年統計數據，由于對變量取自然對數不會改變變量本身的協整關系，且能使變量趨勢線性化，消除時間序列中可能存在的異方差，因此，我們對以上5個指標分別取自然對數，記為LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS軟件（本文所有計量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析結果見表1。
從表1可以看出，第1和第2主成分的累積貢獻度（cumulative proportion）達到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明顯小于1，因此可以認為第l和第2主成分已能較好地反映5個一致指標的總體變動情況，從現實情況來看，專利和論文確實能很大程度上代表一個國家總體的科學研究和技術應用的水平，因此我們最終確定用PATENT和PAPER兩個指標來衡量我國科技創新的總體水平。
1.2對創新融資指標的選取
科技創新的融資體系包括政府部門的財政投入及資本市場籌資兩大部分，政府的財政投入不僅包括直接的財政科技撥款，還包括間接的財政投入，如各種對科技創新的稅收減免及科技獎勵等政策措施，資本市場籌資按籌資方式可分為間接融資和直接融資，即金融機構的各種貸款以及債券市場上的債券融資、股票市場上的股票融資和風險投資市場上的風險資本等，由于目前的統計年鑒只能給出政府的財政科技撥款一項，無法統計出財政對科技創新的種種間接財政支持，同時統計資料也無法細分出企業的科技貸款以及證券市場上的科技專項融資，因此我們選用政府的財政科技撥款、金融機構的中長期信貸和企業證券市場籌資來作為科技創新的融資考察指標，之所以選用中長期信貸指標，是因為我們認為科技創新是一個長期投入的過程（包括設備的更新和升級），中長期信貸更能穩定支持創新主體持續進行創新，需要說明的是，由于各統計指標時間跨度較大（1987-2009年），而這期間我國價格波動很大，依據科技創新的特點，我們對金融統計指標進行了價格調整，以便更客觀地反映資金投入的變化，具體而言，我們借鑒王玲和Szirma的研究，將綜合價格調整指數設定為0.5×P+0.5×W，其中P是固定資產投資價格指數，W為消費者價格指數（CPI），并以1986年的價格指數為基準進行調整，我們從《中國金融年鑒》中選取金融機構的“中長期信貸”以及“企業證券市場籌資額”統計項，從《中國科技統計年鑒》中選取“國家財政科技撥款”統計項，分別記為LOAN、BOND和FINANCE，各變量取相應對數后記為LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。
2 計量模型構建
2.1變量的單位根檢驗
我們建立一個多變量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法進行檢驗。從表2可以看出，以5%的顯著性水平為衡量標準，各變量均為非平穩序列，而各變量的一階差分均為平穩序列。
2.2協整關系檢驗
由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各變量是非平穩序列，且是同階單整，因此可以進行協整關系檢驗，從表3可以看出，特征根跡（trace）檢驗和最大特征值（maximum eigen-value）檢驗均說明各變量存在3個協整方程，因此各變量通過了協整關系檢驗，說明這5個變量之間存在長期的均衡關系，各變量能被其他變量的線性組合所解釋，可以建立VAR模型進行分析。
2.3VAR模型的構建
建立VAR模型時需要確定滯后階數，從表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND為內生變量，常用的5個檢驗標準（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致說明滯后階數為2。
3 模型分析檢驗
3.1脈沖響應函數分析
由于VAR模型是一種非理論性的模型，無需對變量作任何先驗性約束，因此在分析VAR模型時，往往并不分析變量之間的系數關系如何，而是分析系統的動態特征，即每個內生變量的變動或沖擊對它自己及所有其他內生變量產生的影響作用，這種影響作用可通過脈沖響應函數分析來實現，只有通過穩定性檢驗的VAR模型才可進行脈沖響應函數分析。
VAR模型穩定性檢驗從圖1中可以看出，我們所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒數值都在單位圓內，說明模型是穩定的，可以進行脈沖響應函數分析。
對脈沖響應分析，為避免模型中輸入變量順序不同而對脈沖輸出結果產生影響，我們采用廣義脈沖方法，脈沖響應情況如圖2、圖3所示。圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，縱軸表示各響應變量應對沖擊的變化幅度（各變量均為對數，代表了彈性的變化），實線表示脈沖響應函數，代表響應變量對相應沖擊的反應。
從圖2可以看出，當在本期給中長期信貸一個正沖擊后，專利申請前2期正向反應平穩，在第3期迅速上升到最大；此后開始滑落，并又從第6期開始持續上升，這表明中長期信貸將所受外部正沖擊經信貸市場傳遞給專利申請，且這一沖擊隨著時間的推移具有穩定的和越來越強的促進作用，專利申請對財政科技撥款的正沖擊響應迅速，當期就大幅度上升，并在第3期達到最大量；此后雖大幅度下滑但卻在第5期后基本保持穩定，這表明財政科技撥款將所受外部某一正沖擊經政府財政預算直接而迅速傳遞給專利申請，且沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續效應，當在本期給企業證券籌資一個正的沖擊，經證券市場對專利申請產生正向影響，專利申請響應在第2期后基本呈現逐漸下降趨勢，并在第9期對沖擊的正向影響接近零，從圖3可以看出，中長期信貸的正沖擊對科技論文的前2期影響很弱；科技論文的正響應從第3期開始迅速上升，第5期后開始下降，但第6期后又開始持續上升，財政科技撥款的正沖擊對科技論文的前2期影響也較小，從第3期開始，科技論文正向響應明顯，并在第3～5期間保持穩定；從第5期開始下滑，此后基本保持平穩增長，證券籌資的正沖擊對科技論文的影響很弱，除當期有一點促進作用外，此后基本影響很弱，甚至在第6期后有負面影響，綜合以上脈沖響應函數圖可以看出，各變量沖擊對專利申請的影響基本上在第3年比較明顯，而對科技論文的明顯影響則保持在第3～5年左右，整體而言，中長期信貸對科技創新的促進作用比較顯著，期間雖有波動，但長期支持作用遞增；政府的財政科技撥款對科技創新的促進作用比較直接迅速，長期支持作用遞減；企業證券市場籌資對科技創新的支持作用較弱，除前面幾期有些促進作用外，后面幾期幾乎不起作用，甚至還可能帶來負面影響。
3.2VAR模型預測誤差的方差分解
脈沖響應函數描述的是隨著時間的推移，模型中的各內生變量對沖擊是如何反應的（如響應符號和響應強度等），但不能比較不同沖擊對某一特定變量的影響強度，而方差分解則是將系統的均方誤差分解成各個變量沖擊所做的貢獻，通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，來進一步評價不同結構沖擊對一特定變量產生影響的重要性，因此，方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息，利用方差分解，我們可以看出在科技創新的支持作用中，隨著時間的推移，各個金融變量的貢獻率如何，表5和表6分別為專利申請和科技論文的方差分解情況，
從表5可以看出，不考慮專利申請自身的貢獻率，中長期信貸沖擊對專利申請的貢獻率隨時間穩步增長，在第10期達到最大，接近12%；財政科技撥款沖擊對專利申請的貢獻率從第2期后就平穩增長，并在第7期后貢獻率穩定在6%以上；企業證券籌資沖擊對專利申請的貢獻率很小，基本在1%左右；從表6中可以看出，同樣不考慮科技論文自身的貢獻率，中長期信貸沖擊對科技論文的貢獻率在第3期急劇上升，此后雖小幅波動但上升趨勢明顯，并在第10期的貢獻率超過36%；財政科技撥款沖擊對科技論文的貢獻率在第3期達到最大值，此后小幅波動和緩慢下降；企業證券籌資沖擊對科技論文的貢獻率很小，也基本在1%左右。
綜合以上方差分解分析可以看出，中長期信貸在促進科技創新的作用過程中貢獻率持續上升，且貢獻度最大；財政科技撥款對促進科技創新的即期效應明顯，且貢獻率基本保持穩定；企業證券籌資沖擊對科技創新的貢獻度微弱，幾乎沒有什么貢獻。
4 結論與建議
受限于統計數據的可得性及理論分析的需要，我們只考察了3種融資途徑對科技創新的支持作用，計量模型分析結果顯示，金融機構的中長期貸款和政府的財政科技撥款對中國科技創新的支持作用巨大，而證券市場的支持作用則十分微弱，這個分析結果與Tadesse的觀點基本一致，Tadesse認為，在金融部門不發達時，銀行導向型金融體系在促進技術進步方面所起的作用比較大；而在金融部門發達時，市場導向型金融體系則能起到更大的作用，總結模型的檢驗結果，我們的主要結論有以下幾點。
（1）科技創新需要長期持續的資金投入支持，計量模型檢驗表明，科技創新能力與資金投入規模存在長期穩定的正相關關系，我國近年來科技創新能力大幅提升與政府財政的大力支持和資本市場的大規模融資緊密相關，同時，模型分析也表明，從增加資金投入到創新能力提升是有時間滯后期的，具體而言，融資規模沖擊對專利申請的顯著影響要到第3年，而對科技論文的顯著影響則在第3～5年，換句話說，增加資金投入并不能對提升科技創新能力產生立竿見影的效果，這期間約有3～5年時間的滯后期，由此可見，提升科技創新水平需要國家制訂有科技發展的長遠規劃，更需要構建穩定長期的創新融資渠道來保障。
（2）政府的財政投入對科技創新的支持作用顯著，模型檢驗結果顯示，我國財政科技撥款對科技創新的短期促進作用效果明顯，長期作用則緩慢遞減，特別是對于科技論文的促進效果顯著，這從一個側面也反映出科技創新的公共性和外溢性，實際上，相對于世界上其他科技創新活躍的國家和地區而言，中國財政科技撥款占財政總支出的比例一直較低，并還曾在本世紀初出現一定幅度下降（根據《2010中國科技統計年鑒》的數據，2000-2005年，中國科技撥款占財政總支出的比重一直在4%以下，2009年上升到4.2%），顯然，要追趕發達國家的科技創新水平，我國財政科技投入需要構建一個穩定增長機制，且針對重大科技領域的財政投入還可以發揮啟動迅速的作用效果。
論文關鍵詞：企業環境管理中環境管理會計的導入
一、將環境管理會計引入環境管理的必要性
環境管理體系是確定組織如何管理其對自然環境和依賴于自然環境的人類的健康和福利的潛在影響的一套正式的程序和方針。環境管理體系根據全面質量管理持續改進的原則而建立，這就要求企業有可計量的環境目標和指標。會計是企業的核心信息管理工具，環境管理會計是服務于公司環境管理的一個重要手段。在對企業經濟活動的環境影響進行評價時，環境管理會計可以將結果轉化為可計量可理解的指標，并進行報告，從而使企業根據自身的實際情況確定合理可行的環境方針。
因此，可以認為環境管理會計是會計的方法在環境管理中的應用畢業論文ppt，只有將環境管理會計融入綜合管理體系才能將不同的信息用于環境管理活動中。環境管理會計通過對環境的財務影響信息和非財務影響信息進行歸集、分析和決策，形成決策支持系統，根據這些信息作出合理的環境決策，并將其付諸實施。在實施過程中，信息在不同的管理者之間進行傳遞，為確保目標的實現，還應建立環境評價指標，從而提高生態經濟效率，達到可持續經營目標。
二、融入環境業績指標的綜合業績評價體系
企業的可持續經營目標是由經濟、環境和社會目標構成的，要使環境管理會計能真正發揮其應有的作用，則必須將環境業績指標融入企業的綜合業績評價體系中。
1.加拿大管理會計師協會1994年頒布的管理會計指南31號一《綜合業績指標的設計》中指出，每個企業應根據其需求設計一套綜合業績評價體系.許多企業的核心業績指標主要與以下幾類有關:
(l)環境指標:當前許多企業都負有保持空氣和水資源的清新，保護稀有資源等環境保護的義務，所以綜合業績指標必須保證企業實現其環境目標畢業論文ppt，這類指標如:回收利用的材料的回收利用率、環境事故發生次數、污染物的排放量以及違反環境法規的罰款等。
(2)市場顧客指標:許多企業從質量、速度、交貨準時程度、彈性、產品品種、新產品的開發和實現的價值等方面來衡量顧客的滿意程度，這要根據不同的市場、顧客的類別而定cssci期刊目錄。這類指標如:市場占有率、新客戶和喪失的客戶、顧客滿意程度、質量表現、送貨表現、、顧客贏利能力等。
(3)競爭者的指標:當今世界競爭激烈，企業必須追蹤了解其主要競爭者的業績，包提供的產品與發展方向，也包括盡可能地了解對手的內部經營。如:市場占有率、顧客滿意度、價格表現、新產品開發周期等。
(4)內部經營過程的指標:企業可以把整個的經營過程再做不同的細分，如市場開發、產品開發、供應商、經營、銷售、服務等。主要指標如:產品開發周期、新產品數量、生產周期、存貨周轉率等。
(5)人力資源指標:企業的長期生存與發展必須考慮人才的需求。這類指標如:員工的士氣、員工流動性等。
(6)財務指標:主要指標如:收入增長率、獲利能力、經濟增值、現金流量、投資報酬率等。
2. 生態經濟效率。世界可持續發展企業委員會提出以生態經濟效率來反映可持續經營目標，將環境指標與財務指標相結合，以較少的環境影響實現較大的財務效益，最終促進企業的可持續發展。根據WBCSD的定義，生態經濟效率是通過“提供競爭性定價的產品和服務，以滿足人類的需求，提高生活質量，同時逐步地將產品壽命周生態的影響和對資源的利用減少到至少與地球的預計承載能力一致的水平上”來實該概念將環境生態影響與經濟業績相聯系，促進可持續發展。它要求企業以較少的環境影響實現較大的價值畢業論文ppt，企業必須通過引進新技術，開發新產品、減少材料能源的消耗、等手段，在實現價值減少對環境的不利影響，實現環境目標與財務目標的雙贏，最終實現可持續發展。
WBCSD將指標分為通用指標和專用指標。通用指標與全球的環境問題或企業的價值有關，幾乎對所有企業都適用，其計量的方形成并且是公認的。例如：銷售凈額、溫室效應氣體的排放量等。不過不同企業的不同生產流程存在不同的環境問題和價值，因此還需要有專用指標。這類指標可以根據指南或前述介紹的其他方法來確定。
3.平衡計分卡。1992年KaPIan和Norton對其加以改進后，正式提出了平衡計分卡的方法，此后，該法迅速發展成為企業改進員工和經營單位的業績的戰略管理工具。綜合計分卡強調四個概念:經營單位的業績、因果關系、財務指標和非財務指標的結合及將公司戰略分解到員工。該指標體系的設計要使企業的管理者能夠認識到在實施企業的某項政策時，不同變量的業績是如何同時變化的，某一方面的改善是否是以犧牲其他方面的利益為代價cssci期刊目錄。當今的管理者要把環境因素融入不同層次的經營決策中，這就要把環境因素融入其戰略中畢業論文ppt，并設計出相應的業績指標來反映其實施情況。平衡計分卡的業績指標體系包含了企業經營的四個方面:財務、顧客、內部經營流程和學習與成長。環境業績指標與綜合業績指標的結合，可以使環境指標體現在上述四個方面，也可以單獨作為第五個方面來反映。
三、融入環境業績指標的綜合業績評價體系的建立步驟
1.選擇主要成功因素。業績指標可以有許多，但是影響企業成功經營的業績指標卻是有限的。在進行綜合業績指標設計時，首先要考慮企業的戰略目標，選擇至關重要的影響因素，并設計相應的指標以確保這這些重要方面作出突出表現，從而實現企業的戰略目標。
2.管理當局要選出主要成功因素中需要加以計量的特定要素。這就要根據不同的等級不同的職責來選擇需要計量的經營過程或經營結果。選定的計量指標要考慮財務指標、短期指標與長期指標、過程指標或結果指標的結合。
3.評價實際業績時要選擇合理的評價標準。這些標準可能是企業歷預算的業績水平，也可以是行業的平均水平或是最優水平。
參考文獻
1.喬吉俊.戰略管理環境對管理會計的影響研究.經濟問題2007.03:34-35
1.朱利安.羅威大衛.路易士著，王鐵生譯.《環境管理經濟學》.貴陽:貴州人民出版
2.史捍民.《企業清潔生產實施指南》.北京:化學工業出版社
一、活動名稱
1、西南少數民族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀。
2、云貴川地區有色金屬工業污染和環境保護。
二、組織單位
三、活動簡介
1、背景、目的和意義。
深入到凱里、都勻、安順、曲靖、康定等西南少數民族聚居地區對其基礎教育和民俗文化保存現狀進行了解和調查。途經地區大多為中國有色金屬的工業基地，故對環境保護的調查又極為方便，選擇這一選題比較合理。
通過活動讓隊員對這一問題有一個大致認識，加之隊員主要以歷史和社會工作專業為主，又多為校報學生記者，活動又可以強化隊員的專業和業務知識,豐富社會和生活閱歷。
2、調查方式。
主要是以走訪的形式進行。配以圖片和圖像資料。歸來后整理成以文字、圖片和圖像為主的立體性調查報告。
3、調查內容。
⑴相關地區九年義務教育狀況，并對其現狀、特征和原因進行簡單的調查。選擇一個村寨作為個案進行深入的走訪和調查，并對其現狀、特征和原因進行系統的分析和研究。
⑵少數民族民俗文化的保存現狀，并對其現狀、特征和原因進行簡單的調查。各選擇苗族、布依族一個村落進行深入的走訪和調查，通過對其文化背景、語言、建筑、婚俗、傳統技藝的繼承、經濟特征、外來文化的影響等方面現狀的計量研究和分析，進行對比研究。各選擇苗族和布依族的一個家庭和一對夫婦分別進行家庭結構和婚俗現狀的個案分析研究。通過以上調查和研究提出保持傳統民族民俗文化的建議。
⑶途經地區有色金屬工業污染和環境保護。對途經地區有色金屬工業污染和環境保護進行大致的計量比較和分析。選取途經地區的一個城市(六盤水或者攀枝花)進行較為細致的調查。選取工業集中地區的邊沿地區的一個古村落進行調查，用計量的方法進行深入的調查工業開發、污染和環境保護對個案對象經濟結構、生活方式、民族民俗文化的影響，對第一個課題研究進行補充和說明。
4、后期制作
活動結束以后，以團隊的名義進行報告和論文的撰寫。
⑴調查報告。
題目。《西南少數民族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀》、《云貴川地區有色金屬工業污染和環境保護》。
形式。調查報告以文字、圖片和圖像的立體形式展現，主要是研究報告、幻燈片、圖片展。
a、研究報告。以團隊的名義在相關學術刊物和學術網站、個人網站上發表。并參加河南省和團中央組織的大學生社會實踐和調查大賽。
b、幻燈片。制作成圖文并茂的幻燈片，配合研究報告，強化其觀瞻效果。
d、報告會。擬計劃在9月——10月在校內組織巡回報告。
⑵論文。
組織相關專家對調查資料進行甄別和提取，擬計劃撰寫系列的論文。包括，整體性的研究和分析，個案的研究和分析，某一個方面的整體或者個案性的研究和分析。
題目(初擬)。
a、《西南少數民族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀——以 村落和 村落為例》、《 族和 族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀比較分析——以 村落和 村落為例》。
b、《西南少數民族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀——以 村落和 村落的兩個家庭為例》、《 族和 族基礎教育現狀和民俗文化保存現狀比較分析——以兩個家庭為例》。
c、《 族和 族婚姻現狀比較分析——以 和 兩對夫婦為例》。
d、《云貴川地區有色金屬工業污染和環境保護》。
5、后期宣傳
⑴媒體宣傳。
計劃在《中國青年報》、《中國教育報》、《教育時報》、《河南教育》、《京九晚報》、《商丘師院報》和河南電視臺、商丘電視臺報道。
⑵活動宣傳。
a、巡回報告會。擬計劃在9月——10月在校內以系別為單位組織巡回報告。重點對xx年級集體進行報告會，以擴大在新生中間的影響。條件成熟計劃在商丘其他院校進行巡回報告。
b、攝影和圖片展。在校內兩個校區(條件允許下考慮在商丘其他院校組織)進行攝影圖片展。
c、電影節。由于活動結束后，大量的影像資料要編輯制作成系列的宣傳短片，可在9月份利用周末時間循環放映。
d、校報文化周。由于10月份，剛好迎來《商丘師院報》創刊200期，校報編輯部將組織校報文化周活動?；顒悠陂g，“青春行走中國”活動是一項主要的內容，屆時將對該活動進行全面的文字、圖片、影像、實物展示。
e、宣傳櫥窗。校報編輯部在兩個校區擁有兩處宣傳櫥窗，活動結束后，將制作成一期專題櫥窗。
四、活動路線及總行程
商丘—信陽—武漢—岳陽—長沙—湘潭—衡陽—桂林—凱里—都勻—安順—六盤水—曲靖—昆明—攀枝花—西昌—康定—成都—萬州—襄樊—南陽—許昌—商丘
總行程：6000公里
關鍵詞：計量經濟學；理論教學；實踐教學；教學模式
1引言
計量經濟學與宏觀、微觀經濟學共同構成經濟類專業三門核心的必修課程，是現代經濟學教育中不可或缺的組成部分，因而計量經濟學的教學引起越來越廣泛的關注，但計量經濟學的教學仍明顯落后于宏、微觀經濟學的教學。計量經濟學的教學目標是讓學生能理解與掌握計量經濟學的基本原理和方法，并能熟練運用，以解決實際中的經濟問題。因此，計量經濟學的理論與實踐教學相融合教學模式，有利于促進理論教學與實踐教學的協調發展，是實現計量經濟學教學目標的有效途徑。目前，在計量經濟學的教學實踐中，普遍存在“教師難教”與“學生難學”的雙重困境，對于這樣一門教和學難度都很大的課程，如何調動學生學習的積極性和主動性是提高教學效果的關鍵，而計量經濟學的理論教學與實踐教學相融合發展是提高教學效果的必要手段。
2計量經濟學理論教學
理論教學是計量經濟學教學的基礎，國內高校計量經濟學的教學方式主要是教師課堂講授書本知識，由于理論本身的枯燥乏味，很容易使學生感到疲憊厭倦，很難形成感性認識，這種為應付考試而進行的學習，并不能給學生帶來更多的思考。這一教學模式在我國高校中普遍存在，雖然在人才的培養中起到了一定作用，但總體效果卻不甚理想，要提高理論教學效果，應從以下幾個方面入手改變當前教學模式。
2．1教學內容要與時俱進，推陳出新
人才培養要以社會需求為導向，要敢于打破落后的教學計劃，根據社會需求來制定教學內容，爭取在有限的時間傳授給學生有用的知識，激發學生內在的學習欲望，為實踐教學奠定基礎。經濟理論是經濟實踐發展到一定階段的必然產物，且隨著經濟實踐的發展而深化，因此，在教學內容安排和教材的選定上，要推陳出新，引進前沿的學術理論和最新的經濟范例。同時，鑒于教師在教學活動中具有主導作用，教師要對教學內容及時進行調整，以縮短理論和現實之間的距離，強化計量經濟學理論與實踐的結合。
2．2創新教學手段，提升教學質量
打破傳統的“填鴨式”教學方式，取而代之的是互動授課方式和反向教學模式。傳統的“填鴨式”教學方式，理論教學枯燥乏味，適當增加互動式授課，讓學生走上講臺講解自己的觀點，理論知識變得更生動、更形象，通過同學間的相互討論，互相補充和啟發，化被動為主動，學生學習的積極性得到顯著提高，學生積極參與到課堂教學過程中，既活躍了學習氛圍，提高了學習效果，又鍛煉學生獨立思考和表達的能力。反向教學模式是滿足學生求知欲的一種有效方式，學生發現一些在實際生活中不能理解的經濟問題，帶到課堂向老師請教，在與老師探討的過程中，深化了對經濟問題的理解，完成理論與實踐的初次結合。教學手段的豐富不僅學生理論學習的興趣得到提升，而且鍛煉了學生語言表達和邏輯思維能力，思考問題的廣度和深度顯著提高，理論聯系實際的能力明顯增強，從而提升了理論教學的質量與效果。
2．3加強教師隊伍建設，提升教學水平
教師是創新理論教學的主體，是實現人才培養目標的主導因素，計量經濟學師資隊伍的建設是提升其教學水平的關鍵。計量經濟學是一門處于動態發展中的學科，新的知識和理論不斷涌現，因而要重視對青年骨干教師的培養，提升其理論水平和創新意識，引導其投身于教學和科研之中，從而提升教學水平。
3計量經濟學實踐教學
經濟學的宗旨就是要解釋和解決現實中的經濟問題。經濟學是一門致用之學，須對現實世界的經濟現象進行描述，對經濟規律做出解釋，能否準確地解釋經濟現象與規律，能否有效地指導社會經濟實踐，是評判經濟理論的一個重要標準。因此，實踐教學是高等教育的重要且必不可少的組成部分。實踐教學作為理論教學的有益補充，可使學生對理論知識產生全面而感性的認識。但目前許多高校對實踐教學不夠重視，只是做做形式，走走過場，導致理論教學與實踐教學不相匹配，直接影響到人才培養質量的提升。我們要想使實踐教學真正取得實效，應做好以下幾個方面工作。
3．1加強理論教學的過程化學習，為實踐教學夯實基礎
計量經濟學的理論教學活動中有實驗教學環節，安排在計算機房進行，在每一章都有一個綜合案例，既能誘發學生學習興趣，又能使學生熟悉計量軟件操作。將抽象的計量經濟建模方法貫穿于具體的經濟范例分析之中，將枯燥而乏味的理論分析變為生動而有趣的案例分析，從而使學生能夠主動接受相關的知識。這種從感性認識上升到理性認識的教學模式，契合大多數學生的認知習慣，能激發出學生的學習熱情，提高學生的學習效果，從而使學生能夠有扎實的專業基礎，并提升其分析解決實際問題的能力，從而為實踐教學夯實基礎。
3．2調動師生參與實踐教學的積極性
激發學生的主體意識是進行實踐教學的關鍵性因素，要適當地引導并激勵學生，發揮其在實踐教學中的主體作用，只有提升學生參與實踐教學的積極性，從根本上改變學生在實踐教學中的被動狀態，才能真正達到提升學生實踐能力的目的。老師既是理論教學的組織者，又是實踐教學的引導者，學校應鼓勵和支持老師進行更多的課程實踐教學，還應盡可能地創造條件讓老師多接觸社會，提升教師隊伍的實踐教育能力，同時邀請社會上一些有實戰經驗的專家來學校做專題講座，讓同學多了解社會，以彌補校內教師實踐經驗的不足。
3．3重視探索性實踐教學，強化理論與實踐教學的融合
計量經濟學教學要注重培養學生實際應用能力，切忌照本宣科，作是一門應用性與實踐性都很強的課程，其教學的目的就是要提升學生“學以致用”的能力。計量經濟學教學不僅要使學生具有扎實的理論基礎，更為重要的是培養學生分析解決現實經濟問題的能力。通過“探索性案例”使學生深刻體會發現、分析和解決問題的全過程，學會如何進行定量分析，并清晰地進行闡述。在這過程中，教師要加強對學生探索性學習過程的引導和考核，以提高教學的效果，真正使學生做到“學以致用”。
4計量經濟學理論與實踐教學相融合模式
理論與實踐教學相互依存，相得益彰。扎實的理論功底是理論與實踐教學相結合的基礎，實踐教學改革必須在理論指導下進行，沒有理論指導的實踐是盲目的，同時，失卻實踐的理論是空洞而乏味的，理論教學和實踐教學具有內在依存性和統一性。我們按照問題導向———研究探索———理論提升———指導實踐的教學思路，建議采用如下幾種有效的教學模式。
4．1案例教學與課堂討論
首先利用案例教學提出問題，讓學生查閱相關資料，然后進行課堂討論，讓他們提出對問題的理解和解決問題的方法，老師然后針對學生的分析進行指導，對問題進行理論上的分析與總結，讓學生較好的體驗與感受計量經濟學，而不只是空談理論。利用案例來提出計量經濟學所探討的問題，案例教學可讓學生更直觀地理解與掌握抽象的理論，提高其學習興趣，教師對關鍵知識點進行講解，鼓勵學生相互討論，發表自己的見解，讓學生在獨立探索和共同探討中，獲得一種自我價值實現的滿足感與成就感。
4．2學術論文探討模式
閱讀一些經典的學術論文有利于學生更好地理解相關的計量經濟理論，采用學術論文探討模式應注意論文的選擇，既要盡量貼近現實生活，又要難度適中，教師可選擇一些經典的學術論文讓學生先閱讀，然后進行討論，這可對有學術興趣的同學進行啟蒙，而且學術論文的精讀是把握計量經濟學前沿的有效方法，對那些希望進一步深入研究的學生來說，研讀學術論文更是一種將其引入計量經濟研究的有效方法。
4．3項目團隊學習模式
由教師設計教學項目，將學生分為幾個團隊，引導學生團隊協作完成教學項目，在此過程中培養學生的團隊合作精神，提升其理論和實踐能力?；陧椖繄F隊的教學模式，既能夠提升學生的團隊合作精神，又能夠讓學生利用課余時間進行社會調研，將所學理論知識運用到實際問題的分析中去，加深對計量經濟學的理解和運用。
5結論
在計量經濟學的教學過程中，我們要充分認識到理論教學和實踐教學既相輔相成，又相對獨立的特性，理論教學和實踐教學相互融合應是一種互動的發展模式，符合理論教學與實踐教學未來的發展方向，只有將理論和實踐教學有機融合，才能達到提升人才培養質量的最終目標。
參考文獻
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我們主要做了以下幾項工作。
一、制定活動方案，開展“女職工爭創活動”
1、根據省公司關于開展“爭做知識型、技能型女職工，為振興遼寧老工業基地創造新業績”活動要求，根據我公司實際情況制定了“爭做知識型、技能型女職工，為振興99電網創造新業績”活動實施方案。方案以黨的十六大精神和“三個代表”重要思想為指導，以振興99老工業基地和全面實現小康社會為目標，團結和帶領廣大女職工愛崗敬業，創新求實，不斷提高自身素質，為99電網的建設和發展做出新貢獻?；顒觾热莅床煌しN和不同崗位制定，有生產、營業、后勤等。做到 ①“爭創活動”和“巾幗建功”結合起來；②與女職工素質達標活動結合在一起；③與本單位開展的爭創學習型班組，爭做學習型職工結合起來；④把參加各類竟賽和提高女職工隊伍的整體素質結合起來。吸引女職工積極參加“爭創活動”，為振興99老工業基地做出新的貢獻。
2、圍繞“爭創活動”和“巾幗建功”開展崗位立功活動。今年我們在窗口單位開展了“巾幗建功標兵”和“巾幗文明示范崗”活動；還有服務明星的評選。②生產崗位上的女職工叁加公司組織的安全知識考試，安全規程培訓，③計量所的女職工開展了微機比賽和計量業務培訓等。在公司開展的創新工程活動中，今年年初有11名女職工獲創新能手，有4名女職工被評為公司標兵，還有30余人被評為各類先進女職工。
3、在“女職工爭創活動”中，注意發現和培養典型，分公司的99愛崗敬業，勤奮工作，曾被國電公司、省公司被評為“優質服務標兵，連續多年的公司標兵；大石橋供電分公司用戶服務中心的12名女職工牢記“人民電業為人民”的服務宗旨，積極開展學雷鋒、獻愛心、送光明活動，被評為遼寧省“巾幗文明示范崗”。計量所試驗班的女職工們，積極組織實施電能技術改造和新技術推廣應用，被評為公司“巾幗建功”先進集體。在今年慶“三八”總結表彰大會上，她們分別介紹了經驗，她們的先進事跡還先后在省、市報紙、電臺在做了廣泛的宣傳。張曉華還參加了省公司組織的先進女職工座談會。
4、在家庭文化建設中，采取多種形式，不斷增強活動的凝聚力。今年我們總結表彰了7戶不同類型的文明家庭，其中有照顧傷殘丈夫，撫養年幼子女的好媳婦——分公司的曲秀麗；有精心持侯老父親生病臥床7年多的好女兒——職工醫院的00；有十幾年如一日孝敬公婆的好兒媳——00分公司的00等。00所的00一家夫妻恩愛，三代同堂和睦相處，被省公司評為幸福文明標兵戶，在今年慶“三八”大會上，趙曉云介紹了經驗。
今年母親節，我們組織職工子女，開展“我愛媽媽”的征文活動，收到25篇文章，其中有在校大學生，還有剛入學的小朋友，他們從不同角度講述著幸福文明家庭的動人故事，贊美著人類最偉大愛——母愛。我們根據不同年齡段分別評出了一、二、三等獎。在創建文明家庭活動中，我公司始終堅持以人為本的方針，每年公司子女考上大學的都給以一定的獎勵，今年又有31名職工子女金榜題名，公司準備年底召開大學生及家長座談會，再發一份紀念品。
二、開展關愛行動，突出維護職能
1、加強對女職工合法權益和特殊利益的法律監督、法律援助。今年要做兩個檢查，一是按《女職工勞動保護規定》的要求，實行監督和檢查。我們重點對女職工集中的崗位，如電度表修理、油務化驗等專業的勞動保護、工作環境等進行了檢查，沒發現問題。以前營業崗位懷孕的女職工要求暫時離開，怕微機影響胎兒。有的單位領導不同意，我們就找到有關文件（按輻射），經過做工作后，現在女職工懷孕后，可暫時離開微機，做其他的工作。
2、開展女職工隊伍情況調查，重點是單親和困難女職工的身體健康、家庭生活、子女教育等情況的調查。女職工乳腺癌手術的，患類風濕住院的我們都親自看望，并送去慰問金。00分公司職工為患子宮癌的00捐款7000余元。今年3月我們還為99市關愛行動捐款3000元，向市里單親女職工獻上了一片愛心。
3、9月底組織了女職工體檢，參檢228人，異常的218人占參檢人數的96%，患子宮癌的2人，已做完手術，患乳腺增生的123人，占參檢的一半以上。我們和職工醫院聯系，準備些特效藥，使患病女職工得到及時的治療。
三、德藝美俱樂部積極開展活動，不斷提高女職工的整體素質。
1、近幾年我們在女職工中開展了“熱愛家庭創造美好生活”和“抗擊非典——我的感悟”等征文活動，有50多名女文學愛好者踴躍投稿。“三八”節時我們從中挑出5名獲獎女職工，在女職工大會上，談了體會并朗讀了自己的作品。今年7月組織女職工開展了“女職工成才與發展論壇”論文征集活動，收到論文19篇，評出了1、2、3等將和優秀論文獎。獲獎論文已向市總工會推薦。 共2頁,當前第1頁1
【關鍵詞】 討論 電子汽車衡 檢定 縣級機構
隨著社會經濟的穩步發展，雖然與很多國際國家相比，我國的汽車工業起步較晚，通過近十幾年的不斷努力與研發，我國汽車制造水平也取得了顯著的進步。因電子汽車衡有著非常高的準確性，因此，在商貿、物流、企業等行業領域中，廣泛應用到電子汽車衡。但是，由于目前我國縣級法定計量檢測機構在相關規范和標準砝碼數量上的條件不足，因此，電子汽車衡檢定單位數量也被限制。為了使電子汽車衡的檢定能夠更好地開展，本論文就相應的縣級法定計量檢測機構對電子汽車衡檢定進行分析。河南襄城縣主要從事小麥農作物收購、煙葉收購等銷售業以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭行業較多，這些行業與電子汽車衡的使用密不可分。
1 電子汽車衡介紹
電子汽車衡是比較理想的計量器具，適用于集貿市場、貨站、倉儲、建筑、商業、工業等行業的計量，具有功能齊全、顯示直觀、準確度高、稱量迅速等特點。安裝衡器后，必須經過國家授權的計量部門或者當地計量部門檢定合格后，才能夠投入使用。在使用前，先對各配套部件的性能以及稱體靈活度進行檢查。因，電子汽車衡檢定在我國實施較晚?？h級法定計量檢測機構規范、標準砝碼數量緊缺，國家投資也相對較少。電子汽車衡在進行稱重時，利用了變電測的原理。應變計粘貼在稱重傳感器的彈性體上，構成了惠斯登電橋。
電子汽車衡的工作原理主要為：在承載器臺面上，放置載重汽車或被稱重物體，在放置的同時，產生作用力，該重力通過承載器傳到稱重傳感器，傳感器中的彈性體在重力作用下發生變形，重量數值與輸出的電信號成正比例，彈性體上貼附的應變計橋路平衡被破壞，在經過線性放大器放大后，電信號經過A/D轉換，成為數字信號，重量信號在經過了儀表微處理機的處理后，從而輕松得到重量數據。接線盒、限位裝置、連接件、稱重傳感器、承重顯示儀表、承重器等構成了電子汽車衡，除此之外，電子汽車衡還可以增配穩壓電源、稱重管理軟件、計算機、顯示大屏幕、打印機等外部設備。目前全新的一種管理方式為將電腦與地磅相連接，可打印出磅單，其為稱重管理系統，分別由地磅軟件、儀表、打印機組成，在對車輛進行稱重時，通過車輛的兩次上磅，凈重打印磅單就產生了。
2 電子汽車衡使用現狀
因我國汽車制造行業起步較晚，有關電子汽車衡的規范與標準砝碼數量有所限制，而縣級法定計量檢測機構對電子汽車衡檢定的有關法律、法規就更少了。那么，如果對縣級法定計量檢測機構的電子汽車衡檢定實施開展就成為了一項必須解決盡快解決的問題。河南襄城縣主要從事小麥農作物收購、煙葉收購等銷售業以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭等行業。據不完全統計，目前河南襄城縣有電子汽車衡322臺。文章通過某縣電子汽車衡檢定案例進行電子汽車衡現狀介紹。該縣最大稱量的電子汽車衡分別分布于十余個鄉、鎮。在某拉煤車，重三十五噸左右，該拉煤車通過五個電子汽車衡進行了五次稱重，重量分別為：、、、、，我們可以看出，這五次稱重值各不相同，而且，稱重的最小值與最大值差竟然為。導致這種情況發生的原因在于縣級計量檢測中使用的電子汽車衡無法實施大噸位計量檢定，檢驗所使用的計量砝碼在數量上不能達到標準和要求。
3 法律、法規所規定的縣級法定計量檢測
依據我國《計量法》規定的內容，縣級以上的人民政府可以通過對其它單位計量檢定機構授權，或者有需要設置計量檢定的機構，可以進行測試、檢定的工作。還應以社會公用計量標準器具或國家計量標準器具來處理因計量器具準確度而引發的糾紛，檢定數據以社會公用計量標準器或國家計量標準器所檢定出的數據為根本依據。只有在通過省級以上人們政府計量行政部門的授權后，各級法定計量技術機構才能夠開展非強制檢定與強制檢定等計量檢定工作。
4 電子汽車衡的維護及防作弊
在電子汽車衡產生故障不能繼續進行工作時，應先對其原因進行排查，并根據電子汽車衡的結構，使用傳感器模擬器，對故障發生在稱重顯示儀表還是稱重傳感器進行判斷。根據電阻變式稱重傳感器其工作原理制成了稱重傳感器模擬器。該模擬器能夠模擬在各種不同加載條件下電阻應變式稱重傳感器的狀態。該模擬器可以將各種稱量范圍的模擬電壓信號提供給稱重顯示儀表。
5 加強縣級計量檢定
要使縣級法定計量檢測機構順利開展電子汽車衡檢定，就需要樹立縣級計量檢定員敬業愛崗的工作態度，增加對其的培訓。上級主管部門可以通過組織政治倫理教育培訓和業務培訓，，加強計量檢定人員隊伍建設，提升其實際操作技術水平和社會責任感。應將電子汽車衡檢測中心設置在市級轄區內，不僅僅可以集中幾個縣的計量技術，還能夠減少標準砝碼其整體配置數量。即為群眾提供了優質的服務，還實現了高質量、高水平的計量檢定，從而整合了技術力量。集中相鄰縣現有的標準砝碼，聯合相鄰縣級計量檢測機構，這樣能夠更好地統一調配，更順利開展檢定工作。
6 結語
小麥農作物收購、煙葉收購等銷售業以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭等行業都需要使用電子汽車衡檢定，而長期、有效、直接的解決方法就是購置檢衡車和標準砝碼，增加政府投入資金。不但要滿足標準砝碼數量，還需要檢衡車解決向計量檢定場地運送砝碼的問題。
參考文獻：
[1]王建勛.檢衡車及測速裝置在動態汽車衡檢定中的應用研究[J].中國測試，2012（3）.
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關鍵詞：壓氣機，實際工況，C語言，計算方法
天然氣是一種潔凈、方便、高效的優質燃料。1990年世界天然氣總廠量已達21397億立方米，占世界能源總量的30%。中國的天然氣工業起步較晚，但近十年來，中國的天然氣工業有了突飛猛進的發展，尤其是以“西氣東輸”為龍頭的幾大輸氣管道的建設，大大推進了全國能源結構和產業結構的調整【1】。目前，管道輸送是天然氣的主要運輸方式，輸氣站是長距離輸氣管道的兩大組成部分之一。其任務是進行氣體的調壓、計量、凈化、加壓和冷卻，使氣體按要求沿著管道向前流動。論文參考網。壓氣機是天然氣管道輸送中的核心設備，壓氣機實際工況的各個參數是天然氣管道運行的重要指標。為了保證整條輸氣管道的正常運行，必須使壓氣機處于良好的工作狀況，其中壓氣機實際工況的計算至關重要。
1 傳統算法
圖1 壓縮過程狀態圖
Fig 1 Thestate graph of compressing process
在計算中采用BWRS方程【3】建立計算模型，整理后得到如下兩個方程：
2 新解法
傳統算法中需要大量的計算工作，作為工業應用如何能在計算機上實現快速計算是很重要的。因此本文在傳統算法的基礎上接合C語言編程[4]提出了一種新算法。在計算中仍然采用BWRS方程建立計算模型。
本算法迭代速度快，一般只需2～6次即可求解，而且精度較高。
圖2已知溫度T和熵s求解其他參數的程序框圖
Fig 2 The flow diagram for calculating the other
parameters under given temperature T and entropy s
3 算例
已知某天然氣干線天然氣組分如下表所示，輸氣站中某一壓氣機的入口狀態工況：（1）P=1000K Pa，T=144.869 K；（2）P=1000 K Pa，T=266.048 K；（3）P=10000 K Pa，T=251.947 K；（4）P=1000 K Pa，T=323.100 K；求壓氣機出口處天然氣的熵值。
表1 天然氣組分表（%）
分隊計量的使用及改進建議是在對郝一接轉站的流程、基本概況了解的情況下，結合現河采油廠采油一礦分隊計量系統的綜合運行情況，以郝一站為基礎對分隊計量進行的一次概述。
概述以分隊計量在郝一接轉站的實際運行為依據，對分隊計量的技術、原理及其在運行過程中產生的效果、存在的問題進行闡述。論文由郝一站的基本概況、分隊計量的實際應用、存在問題及改進建議三部分組成。
分隊計量的實際應用是論文所要闡述的關鍵部分，將以大量的分隊計量數據及生產實例為論據，從分隊計量的技術簡介、分隊計量的界面、分隊計量的應用效果三部分展開。
分隊計量的存在問題及改進建議以分隊計量達到最佳的運行效果，更好地服務生產為目標，包括存在問題、改進建議兩部分。
關鍵詞：分隊計量，質量流量計，液量，油量。
中圖分類號：F253.3
1.郝一站的基本概況
1.1郝一站分隊計量簡介
為了明晰各采油隊的產量，并在原油生產管理中及時、真實地掌握各采油隊的原油生產動態，便于管理人員科學決策，現河采油廠采油一礦采油一隊郝一接轉站于2009年先后安裝了五臺流量計并連接入網，其中兩臺為油路質量流量計，兩臺為水路智能電磁流量計，一臺為外輸質量流量計，形成完善的分隊計量及監控系統。
2.分隊計量的實際應用
2.1分隊計量的技術簡介
2.1.1質量流量計的工作原理
質量流量計形似U形管，流量管端部安裝了電磁驅動線圈，以固有頻率振動，當流體流過流量管時，其進出口產生科里奧現象的扭曲現象，從而導致兩邊檢測信號的相位差。根據牛頓第二定律，流量管的扭曲量與流經的質量流量成正比，通過測得的相位差值，計算出質量流量。
2.1.2數據采集
在需要測量的原油管線上安裝質量流量計測量質量總量、質量流量、體積總量、體積流量、溫度、密度、壓力。同時，使用PLC采集所有儀器儀表的數據，并通過人工輸入純油、污水標準密度計算出當前溫度下的含水率、純油體積、污水體積、純油質量。同時還可根據溫度對純油體積、污水體積進行修正得到純油標準體積（20℃），污水標準體積（20℃），采用工控機采集、顯示PLC所計算測量的數據，同時根據用戶要求形成相關報表。并且將數據通過油田局域網實時上傳至采油廠服務器，實現全廠數據查詢和共享。
2.1.3信息平臺建設及網絡配套
在充分利用采油廠現有網絡資源的基礎上，根據現場實際進一步建設完善網絡配套，搭建分隊計量監控信息平臺，實現采油廠分隊計量監控系統的自動化管理。主要包括計量和監控數據及時、全面、準確的數據采集和現場實時監控，將采集的實時數據同步上傳采油廠服務器，并將實時數據與非實時的、手工輸入的或離線的生產數據集成起來，形成一個共享管理數據并集中授權，為廠、礦、站、隊等相關環節提供及時可靠的生產信息，實現分隊計量監控自動化與信息資源的集成和共享。
2.2分隊計量的應用效果
2.2.1實現了分隊計量，極大提高了生產的目的性、主動性。
使各采油隊對各自的產液量、油量有較準確的數據做參考，同時根據分隊計量提供的數據所制定的產量運行指標及管理制度，以及根據指標完成情況實行的獎懲制度，使生產的目的性、主動性得到了極大的提高 。
2.2.2分隊計量把模糊的生產動態變得透明、實時。
分隊計量成為我們看見生產動態的眼睛，并且分隊計量提供的大量數據為生產分析、判斷提供了有力的支持，減少了過去分析的盲目性；發現問題提前，反應快；發生異常情況，判斷方向清晰、不再模糊，極大地減少了生產損失。
分隊計量反映生產動態的途徑：
⑴單位時間進站液量、油量的變化
郝一站每兩個小時錄入、上傳一次接收采油一隊、郝西站來液數據，并根據數據變化分析生產動態，發現數據波動到10%時，通知一隊、郝西站查找原因并做好記錄。數據波動到20%時，要立即向監控室匯報，隨后將查找原因情況再匯報礦監控室，監控室做好記錄。數據波動超過30%時，要立即向監控室匯報，監控室要協助基層結合數據拿出分析意見，并立即匯報給礦集輸干事及礦領導，分析完畢后由基層單位將原因情況匯報礦監控室。
若發現異常通知一隊、郝西站查找原因。
⑵瞬時流量的變化
2#分離器油路瞬流、水路瞬流，3#分離器油路瞬流、水路瞬流，外輸瞬流，油路瞬流、水路瞬流加和即是該分離器接收的總液量，通常根據總液量的波動情況判斷生產動態。
⑶外輸液量、油量與郝現聯接收進行比對
通過兩者的比對，計算和下游站（郝現聯）接收液量、油量的輸差，分析輸差的原因，并在一個小時內將分析結果報告監控室，監控室做好記錄。以此對外輸線進行監控。
2.2.3分隊計量實現了對各油站粗放管理向精細管理的轉變。
改變了以往各油站的生產操作模式，生產操作是否及時到位有了檢驗、考核的依據，目前各站對分離器、儲油罐液位、外輸泵排量的控制操作更加細化、精確。分隊計量使各油站職工工作內容發生了變化，他們在生產意識的主動性上的轉變是前所未有的 。
2.2.4分隊計量使各油站的平穩外輸有據可依，實現了全礦集輸系統的穩定。
平穩外輸的實現要以來液及來液含水為依據，分隊計量恰恰能夠為各油站提供這些數據。而每座集輸站庫的平穩外輸，都會使得下游站庫接受液量、油量平穩，這樣環環相扣，保證了全礦集輸系統的平穩。
3.存在問題及改進建議
3.1存在問題
采油一礦的分隊計量工作正逐步走向完善，但從目前的結果看，站庫間以及站庫內質量流量計的計量結果仍存在一定的差值，也就是說只有當質量流量計達到最佳運行狀態反應出的數據才是準確的，而不是在各計量位置安裝了質量流量計就能實現分隊的準確計量 。
3.2改進建議
針對這一問題，并使得分隊計量達到最佳的運行效果，我提出以下幾條改進建議：
⑴三相分離器運行參數的控制，以達到最佳的分離效果。
a. 水腔液位足夠高（1.8米），保證水路不帶油，油路不斷流，實現油量的準確計量。
b. 分離器壓力控制要低（0.12MPa），保證氣路不帶油，油路不竄氣。
c. 油腔液位不宜過高，即水路電動閥開度調節要適當、及時，保證氣路不帶油，也不致油路流不及開啟油路旁通。
⑵根據生產動態的變化，及時取樣化驗含水，對純油、污水標準密度進行修正。
⑶定期對質量流量計進行校準。
⑷進出站溫度要保證在要求的范圍內，這是分離效果好、計量準確、外輸平穩的重要因素。
⑸實現天然氣量的在線自動記錄傳輸，達到混合液量、油量、氣量對生產動態的立體反映。
參考文獻
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[6]馮師顏. 誤差理論與實驗數據處理. 科學出版社，1964
論文關鍵詞：貿易結構，實際有效匯率，協整檢驗
一、引言
2010年福建省進出口貿易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。
自2005年7月21日中國人民銀行發表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿行業造成了巨大的沖擊，許多企業本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業雪上加霜，出口企業面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當,也許能夠成為我國貿易結構升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿易結構與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續升值究竟會對福建省的出口貿易結構產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現實意義的角度來看，還是從長遠發展的需要出發，都是值得分析和研究的。
二、相關文獻綜述
匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜
合性價格指標。在經濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿易的平衡與國內經濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經濟往來相互聯系起來，使得世界經濟貿易發展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。
開放經濟條件下，一國的貿易結構取決于經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的產出結構變動，在產出水平受制于貿易競爭力的狀況下，貿易競爭力成為推動貿易結構調整的根本力量，如果匯率變動對經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的貿易競爭力產生了不同的影響，就會帶來貿易結構的變動。目前國內學者對人民幣匯率與進出口貿易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發現江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業更多地依靠技術進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術含量低，高污染、高耗能的企業可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿增長方式從原來的粗放型轉向高質量和高效益的集約型，這會帶來出口結構的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿易收支；而中國貿易結構的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協整檢驗等計量分析方法，發現人民幣匯率與浙江出口貿易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿易結構的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經濟學分析方法,對中國內資企業出口與匯率的關系進行實證分析,得出的主要結論是:實際有效匯率與中國企業內資出口間沒有因果關系, 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內資出口的變動,說明人民幣匯率的變化對內資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協整分析的方法協整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響進行實證研究，結果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿不存在長期協整關系。
以往學者的研究結果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿易流量的關系，匯率變動對貿易結構的影響只是作為附帶結論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結構角度出發，采用協整分析等計量經濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿易結構的影響，進而得出一些有益的結論，具有較強的現實意義。
三、 實證分析
（一）模型的設立
根據一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區和時間不同而有所差異。因此，本文在協整分析時考慮三個重要變量：貿易結構，匯率和FDI，為避免經濟數據時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t為時間，Yt為出口貿易結構，FDIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率,β0為常數項，β1、β2為回歸系數，μt為隨機干擾項。
（二）數據來源及說明
1.本文采用的數據是年度數據，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業制成品和FDI均來自《福建統計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統計。
2.本文研究的是狹義的貿易結構，即出口貿易的商品結構論文服務。按照國際貿易標準分類和附加值的高低，出口商品的構成可以分為兩個大類，即初級產品和工業制成品。相比初級產品而言，工業制成品附加值高協整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿增長方式和國內產業結構多以工業制成品的出口為主。因此本文取我省工業制成品在總出口中的比重衡量貿易結構。
根據《聯合國國際貿易標準分類》劃分，貿易結構有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產品(SITC5)，輕紡產品、橡膠制品、礦冶產品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯合國貿易與發展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業制成品歸入勞動密集型產品，將SITC中第5類化學品及有關產品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術密集型產品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產品，第5，7類定義為資本與技術密集型產品。
3.按匯率是否經過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數來研究匯率變動對出口貿易結構的影響。
（三）平穩性檢驗
由于實際匯率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口貿易結構（lnY）為時間序列，為了對時間序列數據進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結果如下：
表1ADF檢驗結果
變量
檢驗模型類型
ADF統計量
ADF臨界值
是否平穩
C
t
p
AIC
SC
1%
5%
10%
lnY
原值
-2.62
-2.52
-4.44
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnFDI
原值
1.87
1.97
-1.43 **
-3.72
-2.99
-2.63
否
一階差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
-2.99
