时间：2022-12-22 11:25:23
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇工业计量论文，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
论文关键词：外商直接投资，环境库兹涅茨假说，污染天堂假说
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
[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.
今天给大家分享的论文格式是：人文地理论文格式要求；论文格式说白了就是指进行论文写作时的样式要求，以及写作标准。那么人文地理论文格式又有哪些要求呢？以下是学术参考网小编为朋友们搜集整理的人文地理论文格式要求，供大家阅读参考。希望可以帮助到各位朋友们~
一、论文需报送全文，文稿请用Word录入排版，A4版面，单倍行距，页边距上下各2.5cm、左右各2cm，页眉页脚取默认值，插入页码居中。文题和正文中的数字及西文字母用TimesNewRoman字体。全文字数不超过5000字，版面不超过5页。
二、文章结构。论文应依次包含论文题目、作者姓名、作者单位及通讯地址、摘要、关键词、正文、参考文献、作者简介等。
其中，论文题目、作者姓名、作者单位、通讯地址、邮编、摘要、关键词分别用中英文表示。论文应完整且简明扼要，需包括必要的研究背景、研究方法、研究结果与分析等；应保留涉及主要观点的图片、曲线和表格，并注明数据来源。根据论文集出版需要，编辑有权对稿件进行删改。
三、论文格式
1.正文以前部分
(1)中文格式
论文题目：三号黑体，居中排，文头顶空一行。
作者姓名：小三号楷体，居中排，两字姓名中间空一全角格，作者之间用逗号区分。
作者单位及通讯地址：按省名、城市名、邮编顺序排列，五号宋体，居中排，全部内容置于括号之中。作者单位与省市名之间用逗号，城市名与邮编之间空一全角格。作者单位多于一个在作者姓名处用上角标注。
摘要：“摘要”二字小五号黑体；内容小五号宋体，不少于200字。
关键词：需列出3～5个。“关键词”三字小五号黑体，其他小五号宋体，第1个关键词应为二级学科名称，学科分类标准执行国家标准(GB/T13745-92)，中文关键词之间用分号。
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英文字体均使用TimesNewRoman字体。其中，论文题目用三号字体、加粗、居中排；作者姓名用四号字体、居中排，多位作者之间用逗号区分，姓大写，名首字母大写，中间不加连字符；作者单位及通讯地址用五号字体、居中排，全部内容置于括号之中；摘要，“Abstract”一词五号加粗，内容五号字体，不少于200个词，用过去时态叙述作者工作，用现在时态叙述作者结论；关键词，“Keywords”一词五号加粗，内容五号字体。英文关键词之间用逗号。作者单位与摘要之间、关键词与正文之间分别空一行。
(3)正文之前的所有内容左右各缩进2字符。
2.正文
五号宋体通排；文中所用计量单位，一律按国际通用标准或国家标准，并用英文书写，如hm2，kg等；文中年代、年月日、数字一律用阿拉伯数字表示。
文中图、表应有自明性，且随文出现。图以10幅为限。尽量采用Word文档以插入表格方式制作三线表。图(表)须有图(表)题，紧随文后，且在同一页面。图中文字、符号或坐标图中的标目、标值须写清。标目应使用符合国家标准的物理量和单位符号。表的内容切忌与插图和文字内容重复。
正文中的各级标题、图、表体例见表1、表2：
表1标题体例
标题级别字体字号格式说明与举例一级标题宋体四号加粗顶格排，单占行阿拉伯数字后空1格，如“1概述”二级标题宋体小四加粗顶格排，单占行如“1.1仿真实现方法”三级标题宋体五号加粗顶格排，单占行如“1.1.1管网仿真实现方法”四级标题五号宋体左空2字，右空1字，接排正文阿拉伯数字加括号，如“(1)”允许用于无标题段落
表2图、表、注释及参考文献体例
内容字体字号格式说明图题五号黑体排图下，居中，单占行图号按流水排序，如“图1”“图2”图注小五号宋体排图题下，居中，接排序号按流水排序，如“注1”表题五号黑体排表上，居中，可在斜杠后接排计量单位，组合单位需加括号如“表5几种车辆的速度/(km/h)”表序号按流水排序，如“表1”、“表2”表栏头小五号宋体各栏居中，计量单位格式同上图文/表文小五号宋体表文首行前空1字，段中可用标点，段后不用标点
3.参考文献
文章必须有参考文献，请列主要的参考文献，在文中对应位置以右上角标的形式标注；“参考文献”四字作为标题，五号黑体，居中，段前段后各空0.5行；参考文献内容用小五号宋体；参考文献按文中出现的先后顺序编号，文献著录格式如下。
连续出版物：[序号]作者.文题[J].刊名，年，卷(期)：起始页码-终止页码.
专著：[序号]作者.书名[M].出版地：出版者，出版年.起始页码-终止页码.
译著：[序号]作者.书名[M].译者.出版地：出版者，出版年.起始页码-终止页码.
论文集：[序号]作者.文题[A].编者.文集[C].出版地：出版者，出版年.起始-终止页码.
学位论文：[序号]作者.文题[D].所在城市：保存单位，年份.起始页码-终止页码.
专利：[序号]申请者.专利名[P].国名及专利号，日期.
技术标准：[序号]技术标准代号.技术标准名称[S].
技术报告：[序号]作者.文题[R].报告代码及编号，地名：责任单位，年份.
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4.作者简介
请在正文首页以脚注形式附第一作者简介，“作者简介”四字小五号黑体左起顶格排；作者简介内容小五号宋体，100字以内，包括姓名、性别、学位、职称、从事的研究领域；参加的全国学会名称、中国科协个人会员登记号(相当于中国科学技术工作者个人的学术号，如您目前尚无，可通过加入相应的学会得到，已是会员的，可向学会索要。学会的联系方法请登录中国科协网站查询)、联系电话(手机)、E-mail等
参考范文：
例谈人文地理试题的解题策略
一、人文地理试题的特征
人文地理试题以可持续发展为指导思想，以人地关系为主线，以人口、城市、资源、环境、产业发展等问题为重点，以图表为支撑，考查人文地理主干知识，考查考生运用图表、数据解题的能力及对地理信息的采集、整理、归纳、分析总结的能力。人文地理试题有以下几个特征。
1.区域性
人文地理学是一门关于地域分异的科学，以区域为研究核心。人文地理试题常以微观区域为背景，考查区域内重要的人文地理事物和现象，要求考生能运用人文地理学的基本原理和观点来分析或评价某一区域环境中的人类生产活动的合理性。
2.综合性
地理学研究的地球表面是一个多种要素相互作用的综合体，这决定了地理学具有综合性的特点。地理学不限于研究地球表面中的各个要素，更重要的是把地球表面作为统一的整体综合地研究，着重研究各要素之间的相互作用、相互关系。故人文地理试题具有综合性的特征。
3.探索性
地理学这门课程旨在帮助学生学习地理科学知识，认识人类与地理环境的关系；引导学生掌握地理学习和研究的方法，弘扬科学精神和人文精神，培养创新精神和实践能力；引导学生关注地方、国家和全球的地理问题，树立可持续发展观念。也就是说，学习地理是奔着解决我们发展过程中遇到的或将要遇到的问题去的，作为考查地理知识和地理素养的人文地理试题必然具有探索性的特征。
4.开放性
地理课程是落实“立德树人”的重要载体，其目标是使学生形成正确的人地协调观，培育家国情怀，拓展全球视野，增强社会责任感；使学生学会运用地理的综合思维、区域认知方法认识、理解、解释我们生存的自然环境和人文环境；使学生掌握学习和探究地理问题的方法和技术，具备地理实践能力，为未来学习和走向社会打下基础。开放的人文地理试题能全面考查学生是否具备科学的人地观、发展观，是否具备辩证分析问题、科学合理解决地理问题的能力。近几年来，人文地理试题的开放性越来越明显。
二、人文地理试题的解题策略
1.科学建模
人文地理学虽然知识点多、散，但人文地理内容“形散而神不散”，可以通过建模的形式将知识点串联起来。例如，我们在学习鲁尔工业区时，要详细分析鲁尔工业区的工业类型、支撑其发展的基础、兴起衰落的原因、整治的措施，整理出一套有关鲁尔工业区的模型。我们还要将鲁尔工业区模型进行补充、修正，以形成具有普遍意义的传统工业区模型。我们还可针对某类试题，建立答题模型。一个完整的答题模型包括四部分：标题、适用条件、答题要点、备注。
2.精准套模（套用模型），巧妙用模、验模
完成各类问题的建模只是完成了基础性工作，要想在人文地理试题上获得高分还得精准地分析背景材料和巧妙地运用模型。
一道人文地理试题一般由背景材料、图形、设问三部分组成。在做题时，我们一般分四个步骤进行，下面以2016年高考江苏省地理试卷第28题第（1）题为例（试题略），简述套模、用模方法。
第一步，粗读材料、细审设问。拿到试题时，要快速、粗略地浏览所给材料和图形，知道材料和图形描述的是攀枝花城市转型的地理现象。然后要认真、仔细地阅读分析每一个设问，从设问中剥离出所考查的知识点，思考可套用的模型。第（1）题设问有两个。一个是攀枝花发展成为“钢城”的有利条件是什么？“钢城”顾名思义攀枝花的工业以钢铁产业为中心，故可将设问归为传统工业发展的条件。另一个是攀枝花作为老工业基地，其可持续发展面临的问题是什么？攀枝花作为老工业基地，之所以出现问题主要是因为产业结构单一和发展中没有处理好环境与发展的关系。该设问可以归为传统工业区衰落的原因。
第二步，依据模型要点细嚼材料，提取有用信息。根据第一步对第（1）题设问的分析可知，本题要用到两个模型。第一个模型要点为位置、交通、市场、能源、钢铁原料、水源、科技、劳动力、政策、产业基础等。第二个模型要点为产业结构单一、钢铁过剩、资源短缺、煤炭地位下降、技术冲击、环境问题突出、配套基础设施落后等。
第三步，整理答题要点，并作修订检查。在整理语言要点时，要将思维过程和思维结果用针对性和专业性强、逻辑性和层次性分明、条理清晰的简洁语言表达出来。要点间要相互补充，以形成完整的答案。
第四步，书写答案。要求字迹清楚，分点作答。
以上四个步骤中，第一步实际上就是通过细审设问来套模，第二、三步就是用模、验模的过程。
在解答人文地理试题时按上述步骤和方法能有效提高解题的效率和准确率，但要娴熟地运用此方法还需多加练习。
1.中国化学论文与国家自然科学基金化学项目地域分布的比较研究
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4.合成类化学论文摘要的基本标准及其审改实例
5.合成类化学论文题名的审改原则及实例分析
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9.课程论文在公安基础化学教学中的实践
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11.基于合著论文的学科知识流动网络的特征分析——以“药物化学”学科为例
12.2002~2012年我国化学类高被引论文分析
13.广西高校大学生化学论文设计竞赛的实践与研究
14.医用化学论文写作的实践教学
15.30种化学类核心期刊高被引论文研究
16.千名医学家推荐最新七大生物化学论文
17.课程论文与化学专业实验一体化教学探索与实践
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21.PTA量表在物理化学课程论文评价中的应用
22.缩短科技期刊周期的思考及实践——以《化学学报》为例
23.指导教师在化学本科毕业论文中的指导作用
24.物理学、化学论文的特点及写作要求
25.促进化学类本科毕业论文质量提高的几点思考
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28.物理学、化学论文的写作特点和要求
29.广东省举行分析化学论文报告会
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36.试析化学类论文英文摘要特点
37.化学类论文图形摘要的主要类型及设计技巧
38.诺贝尔奖与科学家论文数量、被引频次的相关性——基于2000-2010年诺贝尔化学、物理学获奖者的实证研究
39.化学基础研究论文的引文统计与评价
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72.硕士学位论文质量过程控制及管理探索——以广西大学化学化工类硕士学位论文为例
73.应用化学专业毕业论文教学中存在的问题与指导策略
74.提高化学专业本科毕业论文质量的实践与思考
75.中国化学研究论文总数名列世界第三
76.化学论文关键词的选定与排序
77.理工科本科毕业论文改革创新模式研究与实践——以化学类专业为例
78.化学化工常用软件在相关科技论文中的应用
79.化学专业本科毕业论文中创新性问题的思考
80.提高化学专业本科毕业论文质量的探讨
81.浅谈《科技论文写作》在化学化工专业本科教学中的作用—以“合肥学院能源化学工程”专业为例
82.提高化学本科毕业论文质量的建议
83.科技创新导向的化学化工类本科毕业论文模式思考与实践
84.化学化工类毕业论文(设计)质量的影响因素与对策研究
85.“《化学学报》2014年度最具影响力论文奖”揭晓
86.提高应用化学专业毕业论文(设计)质量的探索与实践——以安徽工程大学应用化学专业为例
87.“《化学学报》2014年度最有影响力论文奖”揭晓
88.“《化学学报》2013年度最有影响力论文奖”揭晓
89.理工科本科毕业论文现状及分析—以化学类专业为例
90.应用为导向的《化学文献检索及论文写作》教改探索
91.《结构化学》教学中设置课程论文的思考与尝试
92.有机化学专业本科生毕业论文改革的探索
93.我国成为化学论文大国
94.28届地质大会有关矿物岩石地球化学论文摘要选
95.强化化学本科毕业论文实验教学环节的几点探讨
96.化学十年:世界与中国——基于2001-2010年WoS论文的文献计量分析
97.校企合作指导应用化学专业毕业论文(设计)的新模式的探讨
98.国内期刊近期发表的油田化学论文题录
关键词：科技创新；中长期信贷；财政科技拨款；证券市场
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。
（2）政府的财政投入对科技创新的支持作用显著，模型检验结果显示，我国财政科技拨款对科技创新的短期促进作用效果明显，长期作用则缓慢递减，特别是对于科技论文的促进效果显著，这从一个侧面也反映出科技创新的公共性和外溢性，实际上，相对于世界上其他科技创新活跃的国家和地区而言，中国财政科技拨款占财政总支出的比例一直较低，并还曾在本世纪初出现一定幅度下降（根据《2010中国科技统计年鉴》的数据，2000-2005年，中国科技拨款占财政总支出的比重一直在4%以下，2009年上升到4.2%），显然，要追赶发达国家的科技创新水平，我国财政科技投入需要构建一个稳定增长机制，且针对重大科技领域的财政投入还可以发挥启动迅速的作用效果。
论文关键词：企业环境管理中环境管理会计的导入
一、将环境管理会计引入环境管理的必要性
环境管理体系是确定组织如何管理其对自然环境和依赖于自然环境的人类的健康和福利的潜在影响的一套正式的程序和方针。环境管理体系根据全面质量管理持续改进的原则而建立，这就要求企业有可计量的环境目标和指标。会计是企业的核心信息管理工具，环境管理会计是服务于公司环境管理的一个重要手段。在对企业经济活动的环境影响进行评价时，环境管理会计可以将结果转化为可计量可理解的指标，并进行报告，从而使企业根据自身的实际情况确定合理可行的环境方针。
因此，可以认为环境管理会计是会计的方法在环境管理中的应用毕业论文ppt，只有将环境管理会计融入综合管理体系才能将不同的信息用于环境管理活动中。环境管理会计通过对环境的财务影响信息和非财务影响信息进行归集、分析和决策，形成决策支持系统，根据这些信息作出合理的环境决策，并将其付诸实施。在实施过程中，信息在不同的管理者之间进行传递，为确保目标的实现，还应建立环境评价指标，从而提高生态经济效率，达到可持续经营目标。
二、融入环境业绩指标的综合业绩评价体系
企业的可持续经营目标是由经济、环境和社会目标构成的，要使环境管理会计能真正发挥其应有的作用，则必须将环境业绩指标融入企业的综合业绩评价体系中。
1.加拿大管理会计师协会1994年颁布的管理会计指南31号一《综合业绩指标的设计》中指出，每个企业应根据其需求设计一套综合业绩评价体系.许多企业的核心业绩指标主要与以下几类有关:
(l)环境指标:当前许多企业都负有保持空气和水资源的清新，保护稀有资源等环境保护的义务，所以综合业绩指标必须保证企业实现其环境目标毕业论文ppt，这类指标如:回收利用的材料的回收利用率、环境事故发生次数、污染物的排放量以及违反环境法规的罚款等。
(2)市场顾客指标:许多企业从质量、速度、交货准时程度、弹性、产品品种、新产品的开发和实现的价值等方面来衡量顾客的满意程度，这要根据不同的市场、顾客的类别而定cssci期刊目录。这类指标如:市场占有率、新客户和丧失的客户、顾客满意程度、质量表现、送货表现、、顾客赢利能力等。
(3)竞争者的指标:当今世界竞争激烈，企业必须追踪了解其主要竞争者的业绩，包提供的产品与发展方向，也包括尽可能地了解对手的内部经营。如:市场占有率、顾客满意度、价格表现、新产品开发周期等。
(4)内部经营过程的指标:企业可以把整个的经营过程再做不同的细分，如市场开发、产品开发、供应商、经营、销售、服务等。主要指标如:产品开发周期、新产品数量、生产周期、存货周转率等。
(5)人力资源指标:企业的长期生存与发展必须考虑人才的需求。这类指标如:员工的士气、员工流动性等。
(6)财务指标:主要指标如:收入增长率、获利能力、经济增值、现金流量、投资报酬率等。
2. 生态经济效率。世界可持续发展企业委员会提出以生态经济效率来反映可持续经营目标，将环境指标与财务指标相结合，以较少的环境影响实现较大的财务效益，最终促进企业的可持续发展。根据WBCSD的定义，生态经济效率是通过“提供竞争性定价的产品和服务，以满足人类的需求，提高生活质量，同时逐步地将产品寿命周生态的影响和对资源的利用减少到至少与地球的预计承载能力一致的水平上”来实该概念将环境生态影响与经济业绩相联系，促进可持续发展。它要求企业以较少的环境影响实现较大的价值毕业论文ppt，企业必须通过引进新技术，开发新产品、减少材料能源的消耗、等手段，在实现价值减少对环境的不利影响，实现环境目标与财务目标的双赢，最终实现可持续发展。
WBCSD将指标分为通用指标和专用指标。通用指标与全球的环境问题或企业的价值有关，几乎对所有企业都适用，其计量的方形成并且是公认的。例如：销售净额、温室效应气体的排放量等。不过不同企业的不同生产流程存在不同的环境问题和价值，因此还需要有专用指标。这类指标可以根据指南或前述介绍的其他方法来确定。
3.平衡计分卡。1992年KaPIan和Norton对其加以改进后，正式提出了平衡计分卡的方法，此后，该法迅速发展成为企业改进员工和经营单位的业绩的战略管理工具。综合计分卡强调四个概念:经营单位的业绩、因果关系、财务指标和非财务指标的结合及将公司战略分解到员工。该指标体系的设计要使企业的管理者能够认识到在实施企业的某项政策时，不同变量的业绩是如何同时变化的，某一方面的改善是否是以牺牲其他方面的利益为代价cssci期刊目录。当今的管理者要把环境因素融入不同层次的经营决策中，这就要把环境因素融入其战略中毕业论文ppt，并设计出相应的业绩指标来反映其实施情况。平衡计分卡的业绩指标体系包含了企业经营的四个方面:财务、顾客、内部经营流程和学习与成长。环境业绩指标与综合业绩指标的结合，可以使环境指标体现在上述四个方面，也可以单独作为第五个方面来反映。
三、融入环境业绩指标的综合业绩评价体系的建立步骤
1.选择主要成功因素。业绩指标可以有许多，但是影响企业成功经营的业绩指标却是有限的。在进行综合业绩指标设计时，首先要考虑企业的战略目标，选择至关重要的影响因素，并设计相应的指标以确保这这些重要方面作出突出表现，从而实现企业的战略目标。
2.管理当局要选出主要成功因素中需要加以计量的特定要素。这就要根据不同的等级不同的职责来选择需要计量的经营过程或经营结果。选定的计量指标要考虑财务指标、短期指标与长期指标、过程指标或结果指标的结合。
3.评价实际业绩时要选择合理的评价标准。这些标准可能是企业历预算的业绩水平，也可以是行业的平均水平或是最优水平。
参考文献
1.乔吉俊.战略管理环境对管理会计的影响研究.经济问题2007.03:34-35
1.朱利安.罗威大卫.路易士著，王铁生译.《环境管理经济学》.贵阳:贵州人民出版
2.史捍民.《企业清洁生产实施指南》.北京:化学工业出版社
一、活动名称
1、西南少数民族基础教育现状和民俗文化保存现状。
2、云贵川地区有色金属工业污染和环境保护。
二、组织单位
三、活动简介
1、背景、目的和意义。
深入到凯里、都匀、安顺、曲靖、康定等西南少数民族聚居地区对其基础教育和民俗文化保存现状进行了解和调查。途经地区大多为中国有色金属的工业基地，故对环境保护的调查又极为方便，选择这一选题比较合理。
通过活动让队员对这一问题有一个大致认识，加之队员主要以历史和社会工作专业为主，又多为校报学生记者，活动又可以强化队员的专业和业务知识,丰富社会和生活阅历。
2、调查方式。
主要是以走访的形式进行。配以图片和图像资料。归来后整理成以文字、图片和图像为主的立体性调查报告。
3、调查内容。
⑴相关地区九年义务教育状况，并对其现状、特征和原因进行简单的调查。选择一个村寨作为个案进行深入的走访和调查，并对其现状、特征和原因进行系统的分析和研究。
⑵少数民族民俗文化的保存现状，并对其现状、特征和原因进行简单的调查。各选择苗族、布依族一个村落进行深入的走访和调查，通过对其文化背景、语言、建筑、婚俗、传统技艺的继承、经济特征、外来文化的影响等方面现状的计量研究和分析，进行对比研究。各选择苗族和布依族的一个家庭和一对夫妇分别进行家庭结构和婚俗现状的个案分析研究。通过以上调查和研究提出保持传统民族民俗文化的建议。
⑶途经地区有色金属工业污染和环境保护。对途经地区有色金属工业污染和环境保护进行大致的计量比较和分析。选取途经地区的一个城市(六盘水或者攀枝花)进行较为细致的调查。选取工业集中地区的边沿地区的一个古村落进行调查，用计量的方法进行深入的调查工业开发、污染和环境保护对个案对象经济结构、生活方式、民族民俗文化的影响，对第一个课题研究进行补充和说明。
4、后期制作
活动结束以后，以团队的名义进行报告和论文的撰写。
⑴调查报告。
题目。《西南少数民族基础教育现状和民俗文化保存现状》、《云贵川地区有色金属工业污染和环境保护》。
形式。调查报告以文字、图片和图像的立体形式展现，主要是研究报告、幻灯片、图片展。
a、研究报告。以团队的名义在相关学术刊物和学术网站、个人网站上发表。并参加河南省和团中央组织的大学生社会实践和调查大赛。
b、幻灯片。制作成图文并茂的幻灯片，配合研究报告，强化其观瞻效果。
d、报告会。拟计划在9月——10月在校内组织巡回报告。
⑵论文。
组织相关专家对调查资料进行甄别和提取，拟计划撰写系列的论文。包括，整体性的研究和分析，个案的研究和分析，某一个方面的整体或者个案性的研究和分析。
题目(初拟)。
a、《西南少数民族基础教育现状和民俗文化保存现状——以 村落和 村落为例》、《 族和 族基础教育现状和民俗文化保存现状比较分析——以 村落和 村落为例》。
b、《西南少数民族基础教育现状和民俗文化保存现状——以 村落和 村落的两个家庭为例》、《 族和 族基础教育现状和民俗文化保存现状比较分析——以两个家庭为例》。
c、《 族和 族婚姻现状比较分析——以 和 两对夫妇为例》。
d、《云贵川地区有色金属工业污染和环境保护》。
5、后期宣传
⑴媒体宣传。
计划在《中国青年报》、《中国教育报》、《教育时报》、《河南教育》、《京九晚报》、《商丘师院报》和河南电视台、商丘电视台报道。
⑵活动宣传。
a、巡回报告会。拟计划在9月——10月在校内以系别为单位组织巡回报告。重点对xx年级集体进行报告会，以扩大在新生中间的影响。条件成熟计划在商丘其他院校进行巡回报告。
b、摄影和图片展。在校内两个校区(条件允许下考虑在商丘其他院校组织)进行摄影图片展。
c、电影节。由于活动结束后，大量的影像资料要编辑制作成系列的宣传短片，可在9月份利用周末时间循环放映。
d、校报文化周。由于10月份，刚好迎来《商丘师院报》创刊200期，校报编辑部将组织校报文化周活动。活动期间，“青春行走中国”活动是一项主要的内容，届时将对该活动进行全面的文字、图片、影像、实物展示。
e、宣传橱窗。校报编辑部在两个校区拥有两处宣传橱窗，活动结束后，将制作成一期专题橱窗。
四、活动路线及总行程
商丘—信阳—武汉—岳阳—长沙—湘潭—衡阳—桂林—凯里—都匀—安顺—六盘水—曲靖—昆明—攀枝花—西昌—康定—成都—万州—襄樊—南阳—许昌—商丘
总行程：6000公里
关键词：计量经济学；理论教学；实践教学；教学模式
1引言
计量经济学与宏观、微观经济学共同构成经济类专业三门核心的必修课程，是现代经济学教育中不可或缺的组成部分，因而计量经济学的教学引起越来越广泛的关注，但计量经济学的教学仍明显落后于宏、微观经济学的教学。计量经济学的教学目标是让学生能理解与掌握计量经济学的基本原理和方法，并能熟练运用，以解决实际中的经济问题。因此，计量经济学的理论与实践教学相融合教学模式，有利于促进理论教学与实践教学的协调发展，是实现计量经济学教学目标的有效途径。目前，在计量经济学的教学实践中，普遍存在“教师难教”与“学生难学”的双重困境，对于这样一门教和学难度都很大的课程，如何调动学生学习的积极性和主动性是提高教学效果的关键，而计量经济学的理论教学与实践教学相融合发展是提高教学效果的必要手段。
2计量经济学理论教学
理论教学是计量经济学教学的基础，国内高校计量经济学的教学方式主要是教师课堂讲授书本知识，由于理论本身的枯燥乏味，很容易使学生感到疲惫厌倦，很难形成感性认识，这种为应付考试而进行的学习，并不能给学生带来更多的思考。这一教学模式在我国高校中普遍存在，虽然在人才的培养中起到了一定作用，但总体效果却不甚理想，要提高理论教学效果，应从以下几个方面入手改变当前教学模式。
2．1教学内容要与时俱进，推陈出新
人才培养要以社会需求为导向，要敢于打破落后的教学计划，根据社会需求来制定教学内容，争取在有限的时间传授给学生有用的知识，激发学生内在的学习欲望，为实践教学奠定基础。经济理论是经济实践发展到一定阶段的必然产物，且随着经济实践的发展而深化，因此，在教学内容安排和教材的选定上，要推陈出新，引进前沿的学术理论和最新的经济范例。同时，鉴于教师在教学活动中具有主导作用，教师要对教学内容及时进行调整，以缩短理论和现实之间的距离，强化计量经济学理论与实践的结合。
2．2创新教学手段，提升教学质量
打破传统的“填鸭式”教学方式，取而代之的是互动授课方式和反向教学模式。传统的“填鸭式”教学方式，理论教学枯燥乏味，适当增加互动式授课，让学生走上讲台讲解自己的观点，理论知识变得更生动、更形象，通过同学间的相互讨论，互相补充和启发，化被动为主动，学生学习的积极性得到显著提高，学生积极参与到课堂教学过程中，既活跃了学习氛围，提高了学习效果，又锻炼学生独立思考和表达的能力。反向教学模式是满足学生求知欲的一种有效方式，学生发现一些在实际生活中不能理解的经济问题，带到课堂向老师请教，在与老师探讨的过程中，深化了对经济问题的理解，完成理论与实践的初次结合。教学手段的丰富不仅学生理论学习的兴趣得到提升，而且锻炼了学生语言表达和逻辑思维能力，思考问题的广度和深度显著提高，理论联系实际的能力明显增强，从而提升了理论教学的质量与效果。
2．3加强教师队伍建设，提升教学水平
教师是创新理论教学的主体，是实现人才培养目标的主导因素，计量经济学师资队伍的建设是提升其教学水平的关键。计量经济学是一门处于动态发展中的学科，新的知识和理论不断涌现，因而要重视对青年骨干教师的培养，提升其理论水平和创新意识，引导其投身于教学和科研之中，从而提升教学水平。
3计量经济学实践教学
经济学的宗旨就是要解释和解决现实中的经济问题。经济学是一门致用之学，须对现实世界的经济现象进行描述，对经济规律做出解释，能否准确地解释经济现象与规律，能否有效地指导社会经济实践，是评判经济理论的一个重要标准。因此，实践教学是高等教育的重要且必不可少的组成部分。实践教学作为理论教学的有益补充，可使学生对理论知识产生全面而感性的认识。但目前许多高校对实践教学不够重视，只是做做形式，走走过场，导致理论教学与实践教学不相匹配，直接影响到人才培养质量的提升。我们要想使实践教学真正取得实效，应做好以下几个方面工作。
3．1加强理论教学的过程化学习，为实践教学夯实基础
计量经济学的理论教学活动中有实验教学环节，安排在计算机房进行，在每一章都有一个综合案例，既能诱发学生学习兴趣，又能使学生熟悉计量软件操作。将抽象的计量经济建模方法贯穿于具体的经济范例分析之中，将枯燥而乏味的理论分析变为生动而有趣的案例分析，从而使学生能够主动接受相关的知识。这种从感性认识上升到理性认识的教学模式，契合大多数学生的认知习惯，能激发出学生的学习热情，提高学生的学习效果，从而使学生能够有扎实的专业基础，并提升其分析解决实际问题的能力，从而为实践教学夯实基础。
3．2调动师生参与实践教学的积极性
激发学生的主体意识是进行实践教学的关键性因素，要适当地引导并激励学生，发挥其在实践教学中的主体作用，只有提升学生参与实践教学的积极性，从根本上改变学生在实践教学中的被动状态，才能真正达到提升学生实践能力的目的。老师既是理论教学的组织者，又是实践教学的引导者，学校应鼓励和支持老师进行更多的课程实践教学，还应尽可能地创造条件让老师多接触社会，提升教师队伍的实践教育能力，同时邀请社会上一些有实战经验的专家来学校做专题讲座，让同学多了解社会，以弥补校内教师实践经验的不足。
3．3重视探索性实践教学，强化理论与实践教学的融合
计量经济学教学要注重培养学生实际应用能力，切忌照本宣科，作是一门应用性与实践性都很强的课程，其教学的目的就是要提升学生“学以致用”的能力。计量经济学教学不仅要使学生具有扎实的理论基础，更为重要的是培养学生分析解决现实经济问题的能力。通过“探索性案例”使学生深刻体会发现、分析和解决问题的全过程，学会如何进行定量分析，并清晰地进行阐述。在这过程中，教师要加强对学生探索性学习过程的引导和考核，以提高教学的效果，真正使学生做到“学以致用”。
4计量经济学理论与实践教学相融合模式
理论与实践教学相互依存，相得益彰。扎实的理论功底是理论与实践教学相结合的基础，实践教学改革必须在理论指导下进行，没有理论指导的实践是盲目的，同时，失却实践的理论是空洞而乏味的，理论教学和实践教学具有内在依存性和统一性。我们按照问题导向———研究探索———理论提升———指导实践的教学思路，建议采用如下几种有效的教学模式。
4．1案例教学与课堂讨论
首先利用案例教学提出问题，让学生查阅相关资料，然后进行课堂讨论，让他们提出对问题的理解和解决问题的方法，老师然后针对学生的分析进行指导，对问题进行理论上的分析与总结，让学生较好的体验与感受计量经济学，而不只是空谈理论。利用案例来提出计量经济学所探讨的问题，案例教学可让学生更直观地理解与掌握抽象的理论，提高其学习兴趣，教师对关键知识点进行讲解，鼓励学生相互讨论，发表自己的见解，让学生在独立探索和共同探讨中，获得一种自我价值实现的满足感与成就感。
4．2学术论文探讨模式
阅读一些经典的学术论文有利于学生更好地理解相关的计量经济理论，采用学术论文探讨模式应注意论文的选择，既要尽量贴近现实生活，又要难度适中，教师可选择一些经典的学术论文让学生先阅读，然后进行讨论，这可对有学术兴趣的同学进行启蒙，而且学术论文的精读是把握计量经济学前沿的有效方法，对那些希望进一步深入研究的学生来说，研读学术论文更是一种将其引入计量经济研究的有效方法。
4．3项目团队学习模式
由教师设计教学项目，将学生分为几个团队，引导学生团队协作完成教学项目，在此过程中培养学生的团队合作精神，提升其理论和实践能力。基于项目团队的教学模式，既能够提升学生的团队合作精神，又能够让学生利用课余时间进行社会调研，将所学理论知识运用到实际问题的分析中去，加深对计量经济学的理解和运用。
5结论
在计量经济学的教学过程中，我们要充分认识到理论教学和实践教学既相辅相成，又相对独立的特性，理论教学和实践教学相互融合应是一种互动的发展模式，符合理论教学与实践教学未来的发展方向，只有将理论和实践教学有机融合，才能达到提升人才培养质量的最终目标。
参考文献
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我们主要做了以下几项工作。
一、制定活动方案，开展“女职工争创活动”
1、根据省公司关于开展“争做知识型、技能型女职工，为振兴辽宁老工业基地创造新业绩”活动要求，根据我公司实际情况制定了“争做知识型、技能型女职工，为振兴99电网创造新业绩”活动实施方案。方案以党的十六大精神和“三个代表”重要思想为指导，以振兴99老工业基地和全面实现小康社会为目标，团结和带领广大女职工爱岗敬业，创新求实，不断提高自身素质，为99电网的建设和发展做出新贡献。活动内容按不同工种和不同岗位制定，有生产、营业、后勤等。做到 ①“争创活动”和“巾帼建功”结合起来；②与女职工素质达标活动结合在一起；③与本单位开展的争创学习型班组，争做学习型职工结合起来；④把参加各类竟赛和提高女职工队伍的整体素质结合起来。吸引女职工积极参加“争创活动”，为振兴99老工业基地做出新的贡献。
2、围绕“争创活动”和“巾帼建功”开展岗位立功活动。今年我们在窗口单位开展了“巾帼建功标兵”和“巾帼文明示范岗”活动；还有服务明星的评选。②生产岗位上的女职工叁加公司组织的安全知识考试，安全规程培训，③计量所的女职工开展了微机比赛和计量业务培训等。在公司开展的创新工程活动中，今年年初有11名女职工获创新能手，有4名女职工被评为公司标兵，还有30余人被评为各类先进女职工。
3、在“女职工争创活动”中，注意发现和培养典型，分公司的99爱岗敬业，勤奋工作，曾被国电公司、省公司被评为“优质服务标兵，连续多年的公司标兵；大石桥供电分公司用户服务中心的12名女职工牢记“人民电业为人民”的服务宗旨，积极开展学雷锋、献爱心、送光明活动，被评为辽宁省“巾帼文明示范岗”。计量所试验班的女职工们，积极组织实施电能技术改造和新技术推广应用，被评为公司“巾帼建功”先进集体。在今年庆“三八”总结表彰大会上，她们分别介绍了经验，她们的先进事迹还先后在省、市报纸、电台在做了广泛的宣传。张晓华还参加了省公司组织的先进女职工座谈会。
4、在家庭文化建设中，采取多种形式，不断增强活动的凝聚力。今年我们总结表彰了7户不同类型的文明家庭，其中有照顾伤残丈夫，抚养年幼子女的好媳妇——分公司的曲秀丽；有精心持侯老父亲生病卧床7年多的好女儿——职工医院的00；有十几年如一日孝敬公婆的好儿媳——00分公司的00等。00所的00一家夫妻恩爱，三代同堂和睦相处，被省公司评为幸福文明标兵户，在今年庆“三八”大会上，赵晓云介绍了经验。
今年母亲节，我们组织职工子女，开展“我爱妈妈”的征文活动，收到25篇文章，其中有在校大学生，还有刚入学的小朋友，他们从不同角度讲述着幸福文明家庭的动人故事，赞美着人类最伟大爱——母爱。我们根据不同年龄段分别评出了一、二、三等奖。在创建文明家庭活动中，我公司始终坚持以人为本的方针，每年公司子女考上大学的都给以一定的奖励，今年又有31名职工子女金榜题名，公司准备年底召开大学生及家长座谈会，再发一份纪念品。
二、开展关爱行动，突出维护职能
1、加强对女职工合法权益和特殊利益的法律监督、法律援助。今年要做两个检查，一是按《女职工劳动保护规定》的要求，实行监督和检查。我们重点对女职工集中的岗位，如电度表修理、油务化验等专业的劳动保护、工作环境等进行了检查，没发现问题。以前营业岗位怀孕的女职工要求暂时离开，怕微机影响胎儿。有的单位领导不同意，我们就找到有关文件（按辐射），经过做工作后，现在女职工怀孕后，可暂时离开微机，做其他的工作。
2、开展女职工队伍情况调查，重点是单亲和困难女职工的身体健康、家庭生活、子女教育等情况的调查。女职工乳腺癌手术的，患类风湿住院的我们都亲自看望，并送去慰问金。00分公司职工为患子宫癌的00捐款7000余元。今年3月我们还为99市关爱行动捐款3000元，向市里单亲女职工献上了一片爱心。
3、9月底组织了女职工体检，参检228人，异常的218人占参检人数的96%，患子宫癌的2人，已做完手术，患乳腺增生的123人，占参检的一半以上。我们和职工医院联系，准备些特效药，使患病女职工得到及时的治疗。
三、德艺美俱乐部积极开展活动，不断提高女职工的整体素质。
1、近几年我们在女职工中开展了“热爱家庭创造美好生活”和“抗击非典——我的感悟”等征文活动，有50多名女文学爱好者踊跃投稿。“三八”节时我们从中挑出5名获奖女职工，在女职工大会上，谈了体会并朗读了自己的作品。今年7月组织女职工开展了“女职工成才与发展论坛”论文征集活动，收到论文19篇，评出了1、2、3等将和优秀论文奖。获奖论文已向市总工会推荐。 共2页,当前第1页1
【关键词】 讨论 电子汽车衡 检定 县级机构
随着社会经济的稳步发展，虽然与很多国际国家相比，我国的汽车工业起步较晚，通过近十几年的不断努力与研发，我国汽车制造水平也取得了显著的进步。因电子汽车衡有着非常高的准确性，因此，在商贸、物流、企业等行业领域中，广泛应用到电子汽车衡。但是，由于目前我国县级法定计量检测机构在相关规范和标准砝码数量上的条件不足，因此，电子汽车衡检定单位数量也被限制。为了使电子汽车衡的检定能够更好地开展，本论文就相应的县级法定计量检测机构对电子汽车衡检定进行分析。河南襄城县主要从事小麦农作物收购、烟叶收购等销售业以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭行业较多，这些行业与电子汽车衡的使用密不可分。
1 电子汽车衡介绍
电子汽车衡是比较理想的计量器具，适用于集贸市场、货站、仓储、建筑、商业、工业等行业的计量，具有功能齐全、显示直观、准确度高、称量迅速等特点。安装衡器后，必须经过国家授权的计量部门或者当地计量部门检定合格后，才能够投入使用。在使用前，先对各配套部件的性能以及称体灵活度进行检查。因，电子汽车衡检定在我国实施较晚。县级法定计量检测机构规范、标准砝码数量紧缺，国家投资也相对较少。电子汽车衡在进行称重时，利用了变电测的原理。应变计粘贴在称重传感器的弹性体上，构成了惠斯登电桥。
电子汽车衡的工作原理主要为：在承载器台面上，放置载重汽车或被称重物体，在放置的同时，产生作用力，该重力通过承载器传到称重传感器，传感器中的弹性体在重力作用下发生变形，重量数值与输出的电信号成正比例，弹性体上贴附的应变计桥路平衡被破坏，在经过线性放大器放大后，电信号经过A/D转换，成为数字信号，重量信号在经过了仪表微处理机的处理后，从而轻松得到重量数据。接线盒、限位装置、连接件、称重传感器、承重显示仪表、承重器等构成了电子汽车衡，除此之外，电子汽车衡还可以增配稳压电源、称重管理软件、计算机、显示大屏幕、打印机等外部设备。目前全新的一种管理方式为将电脑与地磅相连接，可打印出磅单，其为称重管理系统，分别由地磅软件、仪表、打印机组成，在对车辆进行称重时，通过车辆的两次上磅，净重打印磅单就产生了。
2 电子汽车衡使用现状
因我国汽车制造行业起步较晚，有关电子汽车衡的规范与标准砝码数量有所限制，而县级法定计量检测机构对电子汽车衡检定的有关法律、法规就更少了。那么，如果对县级法定计量检测机构的电子汽车衡检定实施开展就成为了一项必须解决尽快解决的问题。河南襄城县主要从事小麦农作物收购、烟叶收购等销售业以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭等行业。据不完全统计，目前河南襄城县有电子汽车衡322台。文章通过某县电子汽车衡检定案例进行电子汽车衡现状介绍。该县最大称量的电子汽车衡分别分布于十余个乡、镇。在某拉煤车，重三十五吨左右，该拉煤车通过五个电子汽车衡进行了五次称重，重量分别为：、、、、，我们可以看出，这五次称重值各不相同，而且，称重的最小值与最大值差竟然为。导致这种情况发生的原因在于县级计量检测中使用的电子汽车衡无法实施大吨位计量检定，检验所使用的计量砝码在数量上不能达到标准和要求。
3 法律、法规所规定的县级法定计量检测
依据我国《计量法》规定的内容，县级以上的人民政府可以通过对其它单位计量检定机构授权，或者有需要设置计量检定的机构，可以进行测试、检定的工作。还应以社会公用计量标准器具或国家计量标准器具来处理因计量器具准确度而引发的纠纷，检定数据以社会公用计量标准器或国家计量标准器所检定出的数据为根本依据。只有在通过省级以上人们政府计量行政部门的授权后，各级法定计量技术机构才能够开展非强制检定与强制检定等计量检定工作。
4 电子汽车衡的维护及防作弊
在电子汽车衡产生故障不能继续进行工作时，应先对其原因进行排查，并根据电子汽车衡的结构，使用传感器模拟器，对故障发生在称重显示仪表还是称重传感器进行判断。根据电阻变式称重传感器其工作原理制成了称重传感器模拟器。该模拟器能够模拟在各种不同加载条件下电阻应变式称重传感器的状态。该模拟器可以将各种称量范围的模拟电压信号提供给称重显示仪表。
5 加强县级计量检定
要使县级法定计量检测机构顺利开展电子汽车衡检定，就需要树立县级计量检定员敬业爱岗的工作态度，增加对其的培训。上级主管部门可以通过组织政治伦理教育培训和业务培训，，加强计量检定人员队伍建设，提升其实际操作技术水平和社会责任感。应将电子汽车衡检测中心设置在市级辖区内，不仅仅可以集中几个县的计量技术，还能够减少标准砝码其整体配置数量。即为群众提供了优质的服务，还实现了高质量、高水平的计量检定，从而整合了技术力量。集中相邻县现有的标准砝码，联合相邻县级计量检测机构，这样能够更好地统一调配，更顺利开展检定工作。
6 结语
小麦农作物收购、烟叶收购等销售业以及煤焦、陶瓷、水泥、煤炭等行业都需要使用电子汽车衡检定，而长期、有效、直接的解决方法就是购置检衡车和标准砝码，增加政府投入资金。不但要满足标准砝码数量，还需要检衡车解决向计量检定场地运送砝码的问题。
参考文献：
[1]王建勋.检衡车及测速装置在动态汽车衡检定中的应用研究[J].中国测试，2012（3）.
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关键词：压气机，实际工况，C语言，计算方法
天然气是一种洁净、方便、高效的优质燃料。1990年世界天然气总厂量已达21397亿立方米，占世界能源总量的30%。中国的天然气工业起步较晚，但近十年来，中国的天然气工业有了突飞猛进的发展，尤其是以“西气东输”为龙头的几大输气管道的建设，大大推进了全国能源结构和产业结构的调整【1】。目前，管道输送是天然气的主要运输方式，输气站是长距离输气管道的两大组成部分之一。其任务是进行气体的调压、计量、净化、加压和冷却，使气体按要求沿着管道向前流动。论文参考网。压气机是天然气管道输送中的核心设备，压气机实际工况的各个参数是天然气管道运行的重要指标。为了保证整条输气管道的正常运行，必须使压气机处于良好的工作状况，其中压气机实际工况的计算至关重要。
1 传统算法
图1 压缩过程状态图
Fig 1 Thestate graph of compressing process
在计算中采用BWRS方程【3】建立计算模型，整理后得到如下两个方程：
2 新解法
传统算法中需要大量的计算工作，作为工业应用如何能在计算机上实现快速计算是很重要的。因此本文在传统算法的基础上接合C语言编程[4]提出了一种新算法。在计算中仍然采用BWRS方程建立计算模型。
本算法迭代速度快，一般只需2～6次即可求解，而且精度较高。
图2已知温度T和熵s求解其他参数的程序框图
Fig 2 The flow diagram for calculating the other
parameters under given temperature T and entropy s
3 算例
已知某天然气干线天然气组分如下表所示，输气站中某一压气机的入口状态工况：（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；求压气机出口处天然气的熵值。
表1 天然气组分表（%）
分队计量的使用及改进建议是在对郝一接转站的流程、基本概况了解的情况下，结合现河采油厂采油一矿分队计量系统的综合运行情况，以郝一站为基础对分队计量进行的一次概述。
概述以分队计量在郝一接转站的实际运行为依据，对分队计量的技术、原理及其在运行过程中产生的效果、存在的问题进行阐述。论文由郝一站的基本概况、分队计量的实际应用、存在问题及改进建议三部分组成。
分队计量的实际应用是论文所要阐述的关键部分，将以大量的分队计量数据及生产实例为论据，从分队计量的技术简介、分队计量的界面、分队计量的应用效果三部分展开。
分队计量的存在问题及改进建议以分队计量达到最佳的运行效果，更好地服务生产为目标，包括存在问题、改进建议两部分。
关键词：分队计量，质量流量计，液量，油量。
中图分类号：F253.3
1.郝一站的基本概况
1.1郝一站分队计量简介
为了明晰各采油队的产量，并在原油生产管理中及时、真实地掌握各采油队的原油生产动态，便于管理人员科学决策，现河采油厂采油一矿采油一队郝一接转站于2009年先后安装了五台流量计并连接入网，其中两台为油路质量流量计，两台为水路智能电磁流量计，一台为外输质量流量计，形成完善的分队计量及监控系统。
2.分队计量的实际应用
2.1分队计量的技术简介
2.1.1质量流量计的工作原理
质量流量计形似U形管，流量管端部安装了电磁驱动线圈，以固有频率振动，当流体流过流量管时，其进出口产生科里奥现象的扭曲现象，从而导致两边检测信号的相位差。根据牛顿第二定律，流量管的扭曲量与流经的质量流量成正比，通过测得的相位差值，计算出质量流量。
2.1.2数据采集
在需要测量的原油管线上安装质量流量计测量质量总量、质量流量、体积总量、体积流量、温度、密度、压力。同时，使用PLC采集所有仪器仪表的数据，并通过人工输入纯油、污水标准密度计算出当前温度下的含水率、纯油体积、污水体积、纯油质量。同时还可根据温度对纯油体积、污水体积进行修正得到纯油标准体积（20℃），污水标准体积（20℃），采用工控机采集、显示PLC所计算测量的数据，同时根据用户要求形成相关报表。并且将数据通过油田局域网实时上传至采油厂服务器，实现全厂数据查询和共享。
2.1.3信息平台建设及网络配套
在充分利用采油厂现有网络资源的基础上，根据现场实际进一步建设完善网络配套，搭建分队计量监控信息平台，实现采油厂分队计量监控系统的自动化管理。主要包括计量和监控数据及时、全面、准确的数据采集和现场实时监控，将采集的实时数据同步上传采油厂服务器，并将实时数据与非实时的、手工输入的或离线的生产数据集成起来，形成一个共享管理数据并集中授权，为厂、矿、站、队等相关环节提供及时可靠的生产信息，实现分队计量监控自动化与信息资源的集成和共享。
2.2分队计量的应用效果
2.2.1实现了分队计量，极大提高了生产的目的性、主动性。
使各采油队对各自的产液量、油量有较准确的数据做参考，同时根据分队计量提供的数据所制定的产量运行指标及管理制度，以及根据指标完成情况实行的奖惩制度，使生产的目的性、主动性得到了极大的提高 。
2.2.2分队计量把模糊的生产动态变得透明、实时。
分队计量成为我们看见生产动态的眼睛，并且分队计量提供的大量数据为生产分析、判断提供了有力的支持，减少了过去分析的盲目性；发现问题提前，反应快；发生异常情况，判断方向清晰、不再模糊，极大地减少了生产损失。
分队计量反映生产动态的途径：
⑴单位时间进站液量、油量的变化
郝一站每两个小时录入、上传一次接收采油一队、郝西站来液数据，并根据数据变化分析生产动态，发现数据波动到10%时，通知一队、郝西站查找原因并做好记录。数据波动到20%时，要立即向监控室汇报，随后将查找原因情况再汇报矿监控室，监控室做好记录。数据波动超过30%时，要立即向监控室汇报，监控室要协助基层结合数据拿出分析意见，并立即汇报给矿集输干事及矿领导，分析完毕后由基层单位将原因情况汇报矿监控室。
若发现异常通知一队、郝西站查找原因。
⑵瞬时流量的变化
2#分离器油路瞬流、水路瞬流，3#分离器油路瞬流、水路瞬流，外输瞬流，油路瞬流、水路瞬流加和即是该分离器接收的总液量，通常根据总液量的波动情况判断生产动态。
⑶外输液量、油量与郝现联接收进行比对
通过两者的比对，计算和下游站（郝现联）接收液量、油量的输差，分析输差的原因，并在一个小时内将分析结果报告监控室，监控室做好记录。以此对外输线进行监控。
2.2.3分队计量实现了对各油站粗放管理向精细管理的转变。
改变了以往各油站的生产操作模式，生产操作是否及时到位有了检验、考核的依据，目前各站对分离器、储油罐液位、外输泵排量的控制操作更加细化、精确。分队计量使各油站职工工作内容发生了变化，他们在生产意识的主动性上的转变是前所未有的 。
2.2.4分队计量使各油站的平稳外输有据可依，实现了全矿集输系统的稳定。
平稳外输的实现要以来液及来液含水为依据，分队计量恰恰能够为各油站提供这些数据。而每座集输站库的平稳外输，都会使得下游站库接受液量、油量平稳，这样环环相扣，保证了全矿集输系统的平稳。
3.存在问题及改进建议
3.1存在问题
采油一矿的分队计量工作正逐步走向完善，但从目前的结果看，站库间以及站库内质量流量计的计量结果仍存在一定的差值，也就是说只有当质量流量计达到最佳运行状态反应出的数据才是准确的，而不是在各计量位置安装了质量流量计就能实现分队的准确计量 。
3.2改进建议
针对这一问题，并使得分队计量达到最佳的运行效果，我提出以下几条改进建议：
⑴三相分离器运行参数的控制，以达到最佳的分离效果。
a. 水腔液位足够高（1.8米），保证水路不带油，油路不断流，实现油量的准确计量。
b. 分离器压力控制要低（0.12MPa），保证气路不带油，油路不窜气。
c. 油腔液位不宜过高，即水路电动阀开度调节要适当、及时，保证气路不带油，也不致油路流不及开启油路旁通。
⑵根据生产动态的变化，及时取样化验含水，对纯油、污水标准密度进行修正。
⑶定期对质量流量计进行校准。
⑷进出站温度要保证在要求的范围内，这是分离效果好、计量准确、外输平稳的重要因素。
⑸实现天然气量的在线自动记录传输，达到混合液量、油量、气量对生产动态的立体反映。
参考文献
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[6]冯师颜. 误差理论与实验数据处理. 科学出版社，1964
论文关键词：贸易结构，实际有效汇率，协整检验
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
