时间：2022-10-25 12:07:57
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篇工业分析与检验，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。
[摘 要]本文概述了间二甲苯的分析与检验，标准要求含量大于等于99.5%，水分：≤500mg/kg，检验方法，目测法（无色透明液体）、象色谱法、仪器法（GC-5190气象色谱仪，备FID检测器）、色谱柱法）AL.cl-Toluene 50m*0.32mm*1，0u、载气法（氮气），留样取分析所剩产品，封口，贴上标签，写明批号，名称，日期作留样，保存六个月。在检验中，有一项检验项目不符合标准要求，则允许加倍取样化验，如仍不合格则判该批为不合格产品。
[关键词]分析；检验；方法
中图分类号：TQ202 文献标识码：A 文章编号：1009-914X（2016）06-0045-01
间二甲苯的分析与检验很多时候应用共沸精馏法、反应蒸馏法、磺化法、吸附分离法、络合法，着重介绍了间二甲苯的各种生产技术，对国内外的生产现状进行了比较详细的描述，提出了间二甲苯的检验规程。
MX主要有以下应用；MX通过氧化反应可以制取IPA。第一做异构化的原料， 生产PX和OX；第二作溶剂或调和汽油的组分，它可以和多羟基醇反应生成聚酯树脂， 少量也可以用作醇酸树脂。IPA另一个主要应用是作为生产改性PET 树脂而与PTA 共聚的单体，IPA 可以提高树脂材料的强度、韧性、抗疲劳和抗腐蚀性，MX经氨氧化可制取间苯二腈，它是低残留、低毒、广谱、高效的杀菌剂百菌清的中间原料，用在聚酯和氨基甲酸乙酯表面涂料上，它可以降低树脂的熔化点，减缓结晶速率，第三生产树脂和精细化工产品。偏苯三酸酐制备工艺有两种，一种以偏三甲苯为原料，另一种以MX为原料。间二甲基苯胺是合成农药、兽药、医药和染料等的重要中间体，后者是以MX先与CO反应合成间二甲基苯甲醛，然后经氧化、脱水制得偏苯三酸酐。由间苯二酰氯与间苯二胺合成的聚间苯二甲酰间苯二胺树脂可制成纤维、薄膜和涂料，MX 经空气氧化可制取间甲基苯甲酸，该品可作药物甲苯二乙胺的中间体，也可用于农药的生产，IPA 第二大应用是作为表面涂料，其中利用MX 生产其衍生物是新兴开发的用途，此外还可以提高颜料的着色性。这些应用在近些年中会有所增加，因为它们比传统的溶液涂料在环境问题上更容易让人们接受。是性能优良且用途广泛的环氧树脂固化剂，也是合成聚氨酯树脂及尼龙树脂的原料。主要用于生产环氧树脂固化剂、水溶性醇酸树脂涂料、聚酰亚胺工程塑料、聚氯乙烯耐热增塑剂等价值很高的精细化学品。生产胍基树脂和间苯二甲基二胺的中间体，间苯二甲酸的最大用途是制造不饱和聚酯树脂，以及制造醇酸树脂；并用于生产环氧树脂固化剂。IPA还可以用来生产磺化间苯二甲酸酯，玻璃钢制品、卫生洁具、建材、不饱和聚酯及高档聚酯和高级聚酯涂料面料等将有更大的发展，这种酯类化合物用于制造聚酯纤维。这种IPA改性的PET广泛地应用到包装行业。使用IPA而不用低成本的邻苯二甲酸，可以提高表面涂料的水解稳定性、具有更高的耐久性和抗气候性，特别是在机电工业方面，间2二甲基苯胺别名2，4-2二甲基苯胺和2，6-2二甲基苯胺。由偏苯三酸酐与芳香二胺合成制备的聚酰胺2酰亚胺，偏苯三酸酐是发展新型材料的重要原料，具有很高的耐热性能及良好的绝缘性能，用于耐热电线绝缘漆，可在220℃条件下长期使用。具有广阔的发展前景。MX 经过磺化、碱溶可得到酚类产品，作为多种农药的原料，以及生产环氧树脂固化剂、橡胶防老剂、增塑剂、偶氮染料等。更少量的IPA也用于制取一些特殊产品，如聚酰胺纤维、液体结晶聚合物、聚芳酯以及其它需求量较少的产品，该产品是以MX为原料，进行硝化、异构体分离、镍催化剂液相加氢制得，利用MX 可以生产下述产品，这些产品典型地用于高耐久性、高固含量或粉末状涂料中。这种树脂制成的芳族聚酰胺纤维（即芳纶）具有优异的电绝缘性、尺寸稳定性和耐热性。IPA 的最大应用是生产不饱和聚酯树脂， 这种树脂可以应用在建筑、交通和海洋领域。
由于裂解汽油中含有二烯烃等易聚合成胶状物的极活泼化合物，原料中的环烷烃转化成为芳烃，烷烃转化为芳烃或燃料气，芳烃原料开始转向催化重整、甲苯歧化和裂解加氢汽油。邻二甲苯和间二甲苯的沸点差是5.29℃ ， 对二甲苯和乙苯的沸点差是2.18℃ ，吸附法和深冷结晶法是可以直接生产对二甲苯的工业化方法共沸蒸馏法、反应蒸馏法可以直接分离出间二甲苯，对二甲苯与间二甲苯的沸点差小，传统精馏方法不能分离这两种异构体。经过催化重整过程，重馏份有利于生成二甲苯。原料类型对产品结构有很大影响，轻馏份原料有利于生成苯，分离二甲苯比较容易，歧化过程不生成乙苯，但二甲苯的生产成本比催化重整或裂解汽油高，其中磺化法、吸附法和络合法是可以直接生产间二甲苯的工亚化方法磺化法是比较落后的工艺，乙烯生产的原料三分之二以上是天然气和凝析油，裂解汽油中回收的芳烃很少，在裂解汽油进一步加工前必须先加氢处理。煤焦气由煤气、焦油和水组成，其中焦油中含有甲苯和二甲苯。
络合分离的间二甲苯可以单独作为产品，也可异构化制取对二甲苯。络合法是利用一些化合物与二甲苯异构体形成络合物的特性来达到分离各异构体的目的。在不加入BF3时，烃和酸的互溶度
吸附分离法是工业化并迅速处于领先地位的二甲苯分离方法。吸附塔采用Sorbex模拟移动床，分子筛吸附剂，一起进加热炉，加热到反应温度后进异构化反应器，塔顶脱除轻组份，塔底流出物进脱邻二甲苯塔，每隔一定时间，其它采用气相分子筛RAX1吸附分离间二甲苯。Sorbex工艺为液相吸附工艺，吸余液经吸余液罐进入吸余塔，塔顶蒸出甲苯作脱附剂，在一特定时间，吸余液为间二甲苯，经冷却后进入吸余液罐，组合工艺由精密分馏、吸附分离和异构化三个单元组成，吸附间二甲苯的专利技术有以邻二甲苯为原料，原料邻二甲苯或含低乙苯的混合二甲苯与反应产物换热，脱附液经中间罐进入脱附液塔，利用模拟移动床生产间二甲苯达到生产高纯度的间二甲苯，其余的返回原料罐作异构化原料，塔顶蒸出脱附剂甲苯。吸附剂选择吸附对二甲苯，反应物料经换热冷却后进脱轻芳烃塔，接衡时用经加热、蒸发的甲苯作脱附剂进行脱附，脱附液经冷却后进入脱附液罐。分子筛固定不动，经加热、蒸发进入吸附柱，置换出吸附剂中残留的间二甲苯，脱邻二甲苯塔顶蒸出间、对二甲苯经蒸发器蒸发并加热进入吸附柱，料口的切换靠旋转阀实现，塔顶蒸出邻二甲苯返回作异构化原料，进出料口越多越接近于连续，塔釜高浓度对二甲苯一部分去吸附作置换剂，置换过程是用脱附下来的对二甲苯作置换剂。
磺化法是较早的间二甲苯分离法，磺化法的主要缺点是生产过程产生大量废酸，造成环保问题。得到间二甲苯磺酸水解间二甲苯磺酸以后，蒸馏切取馏份，得到成品。
摘要：我院“工业分析与检验专业”省级特色专业建设以石油和化工行业发展的需求为导向，以湖南省岳阳石化基地为依托，以“双师”结构教学团队为保证，以“职业岗位明确，层次定位准确，培养模式先进，专业特色鲜明”为目标，凝聚力量，重点搞好了创新校企合作体制机制、改革人才培养模式、深化专业课程体系改革、加强教师队伍建设、改善实践教学条件、扩充专业教学资源、改革教学管理制度和提高社会服务能力等八个方面的建设，逐渐形成了我院工业分析与检验专业鲜明的专业特色，并使本专业毕业生具有了较强的知识、能力和职业素养，胜任石油化工分析检验工作，进而为地方经济发展作出了贡献。
关键词：工业分析与检验专业 省级特色专业 石化行业
湖南石油化工职业技术学院工业分析与检验专业一直准确定位于培养石油化工行业高素质的化验分析高技能型人才，具有鲜明的石化行业特色。石油化工产业是湖南省最大的千亿产业群之一，是湖南省的支柱产业，“十二五”期间我省将进一步拉长在湘石化产业链条，做大做强石化产业集群。本专业的定位适应湖南石化产业“十二五”战略发展要求，满足了全省石化产业和岳阳区域经济发展对工业分析与检验专业人才的巨大需求。在“十二五”的开局之年，我院的工业分析与检验专业被确立为“湖南省高等职业院校特色专业”建设项目。关于如何建设“省级特色专业”，我认为应突出“特色”二字。本专业的“特色”主要体现在三个方面：一是本专业由长炼职工大学、长炼职工培训中心、湖南长岭石油学校和长炼技工学校的分析专业合并而成，本专业出身于石化企业，石化行业背景深厚，校企融合度高；二是石化产业为湖南省支柱型产业，本专业服务于地方经济，对于地方经济发展具有一定的推动作用；三是湖南石化职院坐落在岳阳市云溪区这一湖南省石化产业基地腹地，毗邻中石化长岭分公司和巴陵分公司、岳阳云溪化工园区，本专业学生在校期间有机会深入企业，感受石化企业文化，学习操作技能，形成职业化素养。本专业毕业生走上工作岗位以后，具有很强的适应能力。工业分析与检验专业应充分利用自身“特色”，按照“以服务为宗旨，以就业为导向，走产学研结合的发展道路”的高等职业教育办学方针，建设湖南石化分析检验高技能人才培养基地，打造省内一流、国内知名专业。具体而言，“工业分析与检验专业”建设“省级特色专业”应做到如下几个方面：
1 建设“校企一体、共生共荣”校企合作长效机制
工业分析与检验专业应以CEA（长岭地区经济合作协会）为基础建立校企合作平台，进一步加强与湖南石化职院的办学母体——中石化长岭炼化公司（简称“长炼“）的联系，共同确定人才培养规格、共建实习实训基地、共建校园文化与职业文化、共管毕业生就业，共同开展应用技术研究，专业教师与企业技术人员互培互聘，合作企业参与人才培养全过程。以“合作办学、合作育人、合作就业、合作发展”为主线，做到“资产运用一体化、教学培训一体化、育人用人一体化、专兼职教师一体化”，形成“校企一体、共生共荣”的校企合作长效运行机制。为加强学院与企业、地方服务机构的信息沟通，促进校企合作机制有效运行，本专业应建立并不断完善信息化市场运作平台。该平台使本专业学生方便在长岭地区企业实习和就业、共享政府职能部门搭建的高技能人才用工、培训信息平台，同时，学院还将与地方和国内规模较大的化学工业园区、信息咨询公司等合作构建信息交流平台，切实落实“以就业为导向”的办学指导思想，保证专业人才“订单式”培养比例达到50%，一次性就业率达到95%以上。
2 创建“工学结合两主体、校企合作三对接”专业人才培养模式
工业分析与检验专业应以“能力本位”为主体，兼融“知识本位”，充分结合企业分析检验岗位的核心竞争力，把学生分析检验能力培养放在突出位置。同时，重视学生的创新精神、职业态度、职业品格的形成，培养高素质的、具有较强综合职业能力的分析检验人才。依托办学母体企业——中石化长岭炼化公司及相关企业，实现学校与企业“两主体”育人，继续深化已有的“2+1”、“双证书”、“订单培养”等人才培养模式改革，逐步形成“学校培养过程对接企业工作过程，学校教学内容对接行业先进技术，学校教学活动对接岗位生产实践”的专业人才培养模式。本专业应每年对岳阳、湖南省和国内石化产业发达地区各进行一次工业分析与检验专业人才需求市场调研，撰写年度市场调研报告，结合工业分析与检验岗位知识、技能和职业素养，确保人才培养目标紧贴市场需求。面向地方区域企业，依托行业企业，依据人才培养目标，与企业共同制订工学结合专业人才培养方案。基于“培养过程对接企业工作过程，学校教学内容对接行业先进技术，学校教学活动对接岗位生产实践”，创新专业人才培养模式。大力推行“校企深度合作、企业全程参与”的订单式专业人才培养模式，强化订单培养，教学计划、课程设置以及课程质量监控等，主要由企业专家和技术人员把关，加强对企业分析检验岗位所需的知识、技能、态度的培养。
3 基于“素质核心、能力本位”课程理念，建设“四个职业化”课程体系
工业分析与检验专业课程体系的建设思路是：基于石化分析检验过程，以就业岗位的工作过程为导向，以培养学生的实际能力为主线，以市场需求为目标，着重培养学生的专业能力、方法能力、社会能力，构建四个“职业化”课程体系。
基于“素质核心，能力本位”的课程理念，适应湖南、岳阳石油化工产业发展对人才的多元化需要，以人的发展为核心，面向学生职业生涯，建设基于工作过程的项目化职业能力训练课程体系和基于价值引导的人文化素质培养课程体系。
本专业应以石油、化工产品分析检验职业工作过程为导向，通过对石油化工行业职业岗位深入调查研究，和中石化长岭分公司的现场专家一起对完整的石油、化工产品检验过程进行典型职业工作任务分析，引入国家职业技能鉴定标准、石油化工行业标准，与上述合作企业共同构建基于石油化工产品分析检验过程的专业课程体系。而后对课程体系进行整合，完善专业课程体系，重点建设《化学分析》、《仪器分析》和《油品分析》3门主干课程、《分析化学》、《油品分析》、《工业分析》和《环境分析》4门特色教材及对应的多媒体课件，并积极开展教学改革项目研究工作。在整个课程体系改革建设中，邀请中石化长岭分公司相关专家全程参与，结合岗位操作最新标准，确保课程体系、课程结构、课程内容、教学组织形式“职业化”。
关 键 词:国际直接投资;内资;替代作用;Panel Data分析方法;民营资本
中图分类号:F42 文献标识码:A 文章编号:1008-2972(2007)03-0019-03
一、引言
在全球化的经济格局中，国际投资扮演着越来越重要的角色。国际投资就其本质而言属于国际资本流动，从上世纪80年代以来，国际直接投资作为国际资本流动的主要方式其地位与重要性显著增强。国际直接投资的增长明显快于国际贸易和生产的增长，国际直接投资占GDP的比重和总投资的比重不断提高。根据联合国贸发会议（UNCTAD）的报告，自1980年以来国际直接投资占世界GDP的比重已翻一番多。国际直接投资对于发展中国家显得尤为重要，根据世界银行的统计，国际直接投资在提高发展中国家的“经济体质”方面取得了良好的效应，同时也提高了发展中国家在世界经济中的参与度。改革开放后，中国吸引国际直接投资的力度在加大。特别是在2001年后，中国连续几年超过美国成为全球吸引国际直接投资最多的国家。截止2004年底，中国实际利用外资累计达5600多亿美元，其中绝大部分为直接投资，国际直接投资对中国经济发展的影响是巨大的。
在国际直接投资效应的理论研究中，对国际直接投资与国内经济增长关系的研究主要集中在溢出方面的研究，国际直接投资与国内投资关系研究很少，而这方面的研究主要集中在分析两者之间的挤出与挤入效应。本文在这些研究的基础上，深入一步探讨经济发展中外资与内资的作用以及两者之间替代作用的可行性分析，并通过中国经济的发展数据进行相关的实证分析。
二、模型的借鉴和拓展分析
在经济增长模型特别是20世纪60年代后的“新增长理论”模型中，在分别强调了技术、资本、劳动力等因素作用的同时，有将不同资本纳入宏观生产函数进行解释的趋势，本文首先对Barro（1995）提出的生产函数进行分析，然后探讨内资与外资之间的替代性。
Barro的生产函数为：
式中A代表环境因素，L代表人力资本，K代表中间产品的集合，不同的中间产品用x(i)表示，当K代表资金投入时可解释为资本品。假设中间品共n种，其中n1为内资企业提供，n2为外资企业提供。同时假设发展中国家的技术主要来源于外资企业的扩散，而发展中东道国必须提供基础设施等相关支持所付出的成本为F。设N为外资国中间品生产数量，F=F (n2/n， n/N)，则可知当外资比例越高时，吸收外资技术扩散所花费的成本越低；而东道国资本品占外资国资本品比例越小时，表明技术差距越大，则吸收与模仿先进技术的成本就越小，即:
1937年，Durand提出了Cobb-Douglas生产函数的改进，允许要素的产出弹性之和大于1，即生产函数可以是规模报酬递增的，产出弹性取决于参数的估计结果，本文也是基于此考虑的。
三、实证的方法、结果与分析
1．实证分析的计量检验方法
实证分析研究中通常采用的方法是进行时间序列或截面数据的回归计算，这样的计算存在一定的局限性：一方面，在分析我国经济现象时，由于改革开放前数据统计的不规范与缺失，样本显得较少；另一方面，由于我国地区间经济差异性大，单纯采用截面数据不能全面和动态地反映经济态势。由于面板数据分析方法具有控制解释变量共线性问题等优点，且较好地解决了上述方法存在的问题，本文采用面板数据方法进行实证分析。本文选取1999年至2003年5年间全国28个省、市、自治区的相关数据，这些单位包括：东部地区：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、广西；中部地区：山西、内蒙、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖南、湖北；西部地区：四川、贵州、云南、陕西、甘肃、宁夏、新疆。所有的原始数据都是来自于《中国统计年鉴》或根据《中国统计年鉴》内容计算所得，计量运算是采用Eviews5.0软件完成的。
本文的面板数据分析中由于考虑的主要是横截面单位，所以采用的是固定效应模型。在使用固定效应模型时通常要进行如下两个假设：
假设1：截距（C）与斜率（α，β，γ，δ）是固定的
LnYit=LnA+αLnLit+βLnK1it+γLnK2it+uit
i = 1，2，……，n；t = 1，2，……，T
假设2：斜率（α，β，γ，δ）是固定的，而截距（C）不同
LnYit=LnAit+αLnLit+βLnK1it+γLnK2it+uit
如果第一个假设不成立，则采纳第二个假设，对假设的检验是通过F 检验进行的，即检验统计量 [(S1 -S2)/(n-1)]/[S2/(nT-n-k+1)]~F(n-1，nT-n-k+1)
其中：S1、S2分别是对假设1、假设2回归后得出的残差平方和，k为斜率的个数减1。
首先进行上述回归分析检验，确定假设模型的最终形式。
2．计量结果
对模型分别进行检验、计量运算并整理后得到如下结果：
3. 结果分析
利用上述计算结果可以进行下述分析：
（1）从全国范围内来看，模型的拟合程度很好，能从整体上解释中国工业经济的增长。而且，内资与外资的单个要素的解释能力也很强，这说明内资与外资均对中国工业经济的增长起着重要的作用。但是，内资的产出弹性明显地小于外资，这说明内资的效率远远低于外资的效率。
（2）从东部、中部地区看，情况与全国范围内状况大体相似，但西部地区的情况有所不同，产出弹性为负，尽管这负数很小，也说明在西部地区外资对工业产出有很弱的负面影响。
（3）依次从东部、中部、西部地区看，无论是内资还是外资，其产出弹性均呈下降趋势。这说明东部、中部、西部利用内资和外资的效率有高、中、低之分。东部地区在使用资金方面有较明显的优势。
（4）对于西部地区的外资对工业产出弱的负面影响可作如下分析：Moschos(1989)在研究中提出经济发展的门槛效应，说明经济发展达到一定程度后出口扩张才对经济增长有正面促进作用；何洁（2000）的研究结果也表明，在中国西部经济较落后地区，国际直接投资对内资工业产出有抑制作用，说明外资在西部有“挤出”效应。本文研究也表明在中国西部地区外资对内资有负影响，从而整体上导致外资对西部工业的弱负效应。
（5）东部、中部、西部地区的工业部门的内资产出弹性虽有高、中、低之分，但差距并不明显，这说明内资工业部门技术效率和管理效能并无地域上的明显差异，这可能是国有工业整体效率的低下造成的。尽管我国东部地区民营经济近年来发展迅猛，但内资工业整体效率比起中西部地区并不具备明显优势。而外资产出弹性在各地区间的差距明显，这说明东部地区更早地采取了更加优惠灵活的吸引外资的政策，且在基础设施、地理位置、观念和政府管理水平等方面具有一定的优势，加上东部具有较高的人才积累和技术基础，国际直接投资的优势更能得到充分的发挥。
（6）总体来说中国工业经济增长中外资对内资并没有“拥挤性”，外资主要从事技术水平相对较高的产业，是外资产业转移的延伸。外资与内资均是中国工业经济增长中的要素，外资与内资的投资仍是中国工业增长的主要原因，吸引外资中的高技术仍是引进外资的重要内容，而这弥补了内资技术水平上的不足。
四、结论
从上述的分析可以知道，从全国整体范围来看，外资对中国工业经济增长具有正面的促进作用，外资的效率高其主要原因是外资的许多产业是技术密集型产业，这种情况在东部地区表现的更（下转第49页）（上接第21页）为明显，因此，全国尤其是东部地区要将引进国外特别是跨国企业的资本与技术作为引进外资的重中之重，利用引进外资不断缩小与国外先进技术的差距，利用外资不断进行产业结构的调整。从外资进入中国的规模和速度来看，说明我们有许多有利政策和环境影响了外资的进入，劳动力成本低、市场巨大、包括优惠税收等政策在内的措施到位，政局稳定，基础设施较好均是吸引外资的原因。在继续制定全国性引进外资优惠政策的同时，我们也要形成外资的竞争市场，保证引进外资存量的同时，以吸引多方外资特别是跨国公司间的投资竞争为目的，从而不断提高引进外资的技术含量。
在内资工业方面，我们应该采取措施继续坚决地让国有工业从竞争性领域退出，鼓励与扶持民营资本成为我国工业的发展主角，废除一些限制民营资本进入和成长的不利政策，全方位促成民营资本成为民族工业的生存、发展和强大的动力，让民营资本在与外资的竞争中壮大起来。
在中西部发展问题上，我们应该力促西部地区尽快跨越经济发展的“临界点”，为中西部地区制订更加优惠政策，培养良好发展环境，加强基础设施建设，大力吸引外资与民营资本来共同开发西部地区，东部、中部地区在发展的同时可有意识地加快对西部地区的产业转移以实现共同发展。
参考文献：
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关键词：农产品加工业；农民；格兰杰因果检验；海南省
中图分类号：F320.1 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）31-0032-04
一、引言
增加农民收入一直是各级政府部门关注的重要问题。海南农村人口占80%左右，农民增收和农业现代化水平的提高是海南经济发展的重点。粮食、果蔬等作为初级产品销售，利润微薄，农民收入难以增长且不稳定。大力发展农产品加工业，通过对农产品精深加工，既能提高农产品的附加值，又能吸纳大量的农村剩余劳动力，拓宽农民增收渠道。通过延伸产业链条，农民还可从产业链条各个环节上取得平均利润。随着海南国际旅游岛建设规划纲要获批，“国家热带现代农业基地”也成为海南省六大战略定位之一。在此定位下，海南正在积极地建设现代农业基地、农产品加工园区及瓜果菜预冷处理系统，为海南农产品加工业发展拓宽道路。
“十一五”期间，海南农产品加工业产值年均增长率为11.34%，2010年比2005年增长90.56%。海南农民人均收入本世纪以来一直保持正的增长率，年平均增长率由“十五”期间的8.32%上升到“十一五”期间12.83%，近两年，其增幅居于全国前列。2010年，海南农民人均纯收入为5 275.37元，低于全国平均水平，收入来源主要是家庭经营收入，为3 563.31元，占全部收入的67.55%。
国内学者对海南农产品加工业的研究中，甚少涉及农产品加工业发展对农民增收的影响，尤其是从定量的角度分析农产品加工业与农民收入的关系。本文选取海南省1995—2010年的农产品加工业总产值和农民人均纯收入值，通过平稳性检验、协整分析和格兰杰因果检验，对其关系进行实证，以期为海南热带现代农业基地建设提供参考。
二、协整检验的步骤与方法
经济学中，关于时间序列经济变量之间因果关系的分析，学者们经常运用格兰杰因果关系检验法。此检验法的前提是，时间序列具有平稳性，或非平稳序列存在协整关系[1]。确定是同阶平稳序列后，可进行协整检验。如果存在协整关系则可运用格兰杰因果关系检验法检验两个变量之间是否存在因果关系。
（一）平稳性检验
一个时间序列如果有稳定的期望值和方差，就叫做平稳的时间序列；反之，均值和方差随着时间变化而变化，则为非平稳时间序列。如果时间序列非平稳，依然对其进行回归分析，有可能出现谬误，得到虚假的结果。对一系列时间序列变量平稳性进行检验的方法是单位根检验。单位根检验方法主要有三种：DF（Dickey-Fuller）检验法、 ADF（Augmented Dickey-
Fuller Test）检验法和PP（Phillips-Perron）检验法。这里采用目前使用较广泛的ADF检验法。如果经过检验，发现变量是非平稳的，则需要对其差分进行平稳性检验。如果非平稳时间序列经过d次差分后达到平稳，则称其为d阶单整序列。所用变量同阶单整是变量之间存在协整关系的必要条件[2]。
（二）协整检验
两个时间序列变量存在的一种长期的稳定关系叫做协整关系。现实经济中的时间序列数据往往可能是非平稳的，但多个时间序列数据的组合却有可能保持长期稳定的均衡关系。协整检验主要思想是如果某两个或多个同阶时间序列向量的某种线性组合可以得到一个平稳的误差序列，则这些非平稳时间序列存在长期的均衡关系，或者说这些序列具有协整性[3]。对于两个非平稳序列，在回归之前要对其进行差分，差分可能导致两个序列之间的重要信息损失，为实现对非平稳时间序列进行回归而又不会导致错误的，需要对时间序列数据进行协整检验。
检验协整性的最典型的方法是Engle-Granger（1987）法，简称EG两步法，它能检验两个变量之间的协整关系。对于多个变量的检测则可采用另外一种称为Johansen极大似然估计的方法，该法由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出，且可以用于检验多个变量，同时求出他们之间的若干种协整关系[4]。
本文采用E-G两步法进行协整检验，第一步是用OLS法对方程进行协整回归，检验变量间的协整关系估计协整向量（长期均衡关系系数）。对于同阶时间序列yt和xt，可用一个变量对另一个变量回归，即
yt=α+βxt+μt （1）
然后得到残差估计值：
μt=yt-α-βxt （2）
对残差序列ut进行ADF检验，若残差平稳，则表明变量间是协整的，可进行第二步，即进行误差修正模型（ECM）的估计。
如果对成为平稳序列的差分形式dyt和dxt进行估计，则会导致水平信息的缺失，模型只能表达y和x的短期关系，建立误差修正模型的作用就在于通过建立短期动态模型来弥补长期静态模型的不足。这样既可以考察变量之间长期的因果关系，又可以考察短期中的因果关系[5]。
将第一步中得到的残差作为非均衡误差项加入到误差模型中，对于（1，1）阶自回归，可建立如下误差修正模型：
dyt=βdxt-λ（yt-1-α-βxt-1）+εt （3）
然后继续用OLS方法估计相应参数。
（三）格兰杰因果关系检验
通过协整检验，表明变量间存在长期的均衡关系，但是否存在因果关系还不能确定。可采用格兰杰因果关系检验法来判断一个变量是否是另一个变量的原因。
Granger从预测的角度给出了因果性的一个定义：如果有助于预测，则是Granger的原因。将过去的信息从信息集中去除不会改变对的最优预测，则不是Granger的原因。相反，会改变预测，即是Granger的原因，即将过去的包含在信息集中可提高对的预测[6]。
如果要得到X是引起Y变化的原因的结论，我们必须拒绝X不是引起Y变化的原因的原假设，同时接受Y不是引起X变化的原因的原假设[7]。本文将在协整检验的基础上，采用格兰杰因果关系检验法进行检验。
三、数据选取与实证分析
（一）数据来源及处理
海南省农产品加工业囊括了《中国统计年鉴》上的12个行业，包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草制品业、纺织业、纺织服装鞋帽制造业、皮革毛皮羽绒及其制品业、木材加工及竹藤棕草制品业、家具制造业、造纸及纸制品业、印刷业记录媒介的复制和橡胶制品业。本研究用海南省农民人均纯收入（Y）表示农民的收入水平，数据来自历年的《中国统计年鉴》。用农产品加工业总产值代表海南农产品加工企业的实力水平，农产品加工业总产值（K）来自12个行业工业总产值之和，数据来自历年的《海南统计年鉴》。1995年数据指乡及乡以上农产品加工企业工业总产值，1996—1999年的数据指大中型加工企业的农产品加工业总产值，2000—2010年数据主要指规模以上加工企业的农产品加工业总产值（见表1）。
（二）实证分析
1.变量的平稳性检验。为消除异方差的影响，对Y、K两个时间序列取自然对数，记为LnY、LnK。采用EVIEWS6.0数据分析软件，对变量LnY和LnK进行ADF单位根检验。格兰杰因果检验要求时间序列数据是平稳变量，如果LnY和LnK是1阶单整变量，是平稳的，则可对二者进行协整检验。检验结果（见表2）。
从上页表2可知，LnY和LnK的ADF检验值均高于5%显著性水平下的临界值，所以，存在单位根，原时间序列是非平稳时间序列。进一步对它们的一阶差分进行检验，结果显示，Y和K的一阶差分的ADF值均低于5%显著性水平下的临界值，通过了平稳性检验，说明Y和K在95%的概率下是一阶单整序列，满足了协整检验的前提条件。
2.协整检验。由以上的平稳检验得出LnY和LnK均为一阶单整序列，因而可以对变量间的协整关系进行检验。本文采用E-G两步法，根据该方法，以LnY为因变量、LnK为自变量，进行OLS回归分析，得出的回归结果为：
LnYt=-0.5662+0.6102LnKt （4）
（-0.84） （12.53）
R2=0.92 F=157.05 DW=1.54
如果LnY与LnK之间具有协整关系，则方程（4）中的残差项ut应该是平稳的。于是，继续用ADF检验法对（4）中的残差项进行平稳性检验，结果（如表3）：
由表3可知，残差序列ADF检验值通过5%显著性水平检验，可以判断残差序列是平稳序列，证明LnY和LnK之间存在协整关系。并且，由（4）式可看出LnY和LnK是正相关关系，其经济意义为，从长期来看，农产品加工业每增加1个百分点，农民收入将会增加0.6102个百分点。
3.误差修正模型（ECM）估计。由以上的分析可知，LnY和LnK之间存在（1，1）阶协整关系，如果就以差分形式建回归模型，那么这样的模型只能表达LnY与LnK间的短期关系，而不能揭示它们间的长期关系。
因此，需将以上回归方程的残差项作为误差修正项，把误差修正项看作一个解释变量，建立短期模型，即误差修正模型：
DLnYt=βtDLnK-λ（ecmt-1）+εt （5）
根据Granger定理，估计误差修正项为：
ecmt-1=LnYt-1+0.5662-0.6102LnKt-1 （6）
将（6）式代入（5）式误差修正模型，用OLS法估计相应参数，得到的误差修正方程为：
DLnYt=0.0642+0.1489DLnKt-0.5442ecmt-1 （7）
（2.5456） （1.0404） （-2.5098）
R2=0.35 DW=2.26
误差修正模型中的误差修正项反映了长期均衡对短期波动的调整力度。农民收入的短期波动一方面是农产品加工业产值波动的影响，另一方面是偏离长期均衡的影响。误差修系数为负，体现了反向修正机制，上一期偏离均衡状态越远，本期修正力度越大。误差项ecmt-1估计的系数为-0.5442，表明，当海南农产品加工业产值对农民收入的短期波动偏离长期均衡时，系统内的误差修正机制将以54.42%的力度将其拉回长期均衡状态，调整速度较快。LnY关于LnM的短期弹性是0.1489，即农产品加工业产值每增加1%，农民人均纯收入将增加0.1489%。
4.格兰杰因果关系检验。协整检验证明了农产品加工业发展和农民人均纯收入之间存在长期均衡关系，但尚不清楚这种均衡关系是否存在因果关系，还需进行格兰杰因果检验作进一步验证，这里采用满足平稳性要求的DLnY与DLnX进行格兰杰因果检验，检验结果（如表4）。
Granger因果检验结果表明，当滞后期长度为1～3时，均接受原假设，海南农产品加工业与农民收入之间不存在格兰杰因果关系。虽然海南农产品加工业发展和农民收入之间长期内存在相互影响的关系，但并不存在直接或着必然的联系，因此不能简单的认为海南农产品加工业的发展导致了农民收入的增长。这说明，海南农产品加工业发展水平低，农产品加工转化率低，农产品加工业的发展对农民收入增长的拉动效应尚不明显。
四、结论与建议
通过对海南省1995—2010年期间的农产品加工业产值与农民人均纯收入进行相关性分析，可知海南省农产品加工业产值与农民人均纯收入之间存在协整关系，农产品加工业的发展是影响农民收入增长的原因之一。两者间的长期均衡关系如方程（4）所示，农产品加工业产值每增加1个百分点，农民收入将会增加0.6102个百分点；两者间短期动态关系如方程（7）所示，农产品加工业产值每增加1个百分点，农民收入将增加0.1489个百分点。但是农产品加工业产值不是农民收入增长的Granger原因，可能是因为海南农产品加工业发展水平目前较低、总量较小，尚未能显著影响农民收入的增长。
根据上述的分析给出以下建议：第一，立足本地优势，提升加工水平。2010年，中国农产品加工业与农林牧渔业总产值的比值已达到2.04，而海南仅为0.33，不及全国2000年0.38的水平，海南农产品加工业尚有较大发展空间。海南省热带农产品丰富，加工原材料较易得到满足，但由于热带水果鲜食比例大，鲜果价格时而波动，农民收入不易得到保障。对于有一定规模产量的热带果蔬，海南应充分发挥其原料优势，大力发展农产品精深加工业，提高农产品加工转化率。海南农产品加工企业，大多加工技术水平低、设备落后，生产的中低档产品多、精深加工产品少。随着中国—东盟交流日益广泛频繁，海南应充分抓住大好机会，加强与东南亚国家在热带农产品加工与发展方面的交流，扶持龙头企业发展高新技术，引进国内外先进技术和生产管理人才，借鉴其他热带水果加工水平较高的国家和地区，提升农产品加工业技术创新水平和加工水平。第二，充分利用海洋资源，大力发展水产品加工业。海南是中国拥有最多海洋资源的省份，海域面积约为全国的2/3。随着近海捕捞资源的衰退，海南省应坚持以市场为导向，鼓励发展养殖业，建立标准化水产养殖、加工基地，促进水产品加工、出口与养殖协调发展。针对水产品精深加工能力不足的现状，海南加工企业应积极引进先进技术，提高加工工艺，创造知名品牌。鼓励龙头企业与当地渔（农）民建立产供销等直接利益关系，带动渔（农）民发展致富。第三，加强基础设施建设力度。加大对道路、农产品物流、冷藏设施及通讯等基础设施建设投入，为扩大鲜果和加工农产品对外销售创造便利的条件。加强信息网络建设，及时高效的提供海南农产品方面的市场信息。增强相关部门如强驻岛外农产品流通办事处的功能，提高其信息收集反馈服务水平。完善农产品质量检测体系，加强质量检测硬件和软件建设，保证海南农产品高质量，塑造绿色无疫高质量品牌形象。第四，保护生态环境，降低污染。海南是全国的无疫区，热带高效绿色无公害成为海南农业最大的特色，也是消费者认可和选择海南农产品及其加工产品的关键因素。由于农业生产、旅游开发、地产开发及工业发展，农药化肥、生活垃圾、废水废气等直接破坏着海南的生态环境，海南各地的生态环境已受到不同程度的破坏，不利于海南农业、旅游业甚至海南经济的可持续发展。海南应做好生态保护规划及开发建设规划，实施严格的环境保护标准，加强环保基础设施建设，同时加强监督。政府应努力推动生产方式改革，推动绿色高效节能生产，以此保证农产品及其加工品的质量水平，提高海南农产品竞争力，也为海南现代农业良性循环发展及在较长时期内维持农业生产者的利益提供保障。
参考文献：
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关键词：校企合作 人才培养模式 改革
【中图分类号】G【文献标识码】B【文章编号】1008-1216（2015）07C-0016-02
随着我国经济的发展，化学工业在国民经济中的地位迅速提升。“十一五”期间，化工行业得到迅速发展，对化工类高技能人才的需求持续增加。如何培养适应区域经济高速发展的技术技能型人才，提高人才培养质量，是高职院校面临的机遇与挑战。内蒙古化工职业学院工业分析与检验专业于2010年8月立项为国家级骨干校重点建设专业，获得中央财政和地方政府建设资金支持，开展建设工作。依托专业建设理事会搭建的平台，专业带头人和骨干教师赴各地开展调研工作，科学定位分析专业人才培养目标，整合校企教学资源，修订专业人才培养方案，优化专业课程体系和教学内容，推进教学方法改革，开发工学结合人才培养模式，为进一步提高人才培养质量积极探索，积累经验。
一、 社会调研
（一）调研背景
1. 行业发展背景
《石油和化学工业“十二五”发展规划》中指出，我国石油和化学工业已进入由大国向强国转变的新阶段。要调整优化产业结构，全面提升科技创新能力，促进行业节约安全清洁发展，实施“质量兴业”战略，实施质量品牌战略，建立健全“行业自律、企业主体、社会监督”的质量工作体系，建立行业产品质量监测预警网络平台，形成行业产品质量发展合力推进机制。这为我院工业分析与检验专业的建设发展创造了良好的背景条件。
2. 人才需求情况
2010年，内蒙古石油和化学工业协会对全区32家化工企业进行了抽样调查。调查结果显示：工业分析与检验专业高素质高技能人才需求量约为化工类专业的30%。我专业每年的毕业生约为100人，为满足区域产业快速发展需求，培养高素质技能型工业分析与检验专门人才甚为紧迫。
3. 专业背景
工业分析与检验专业是自治区级品牌专业，工业分析核心课程教学团队是级教学团队。几年来，已经为化工行业培养输送了大量的化工人才，毕业生就业率持续上升，也得到用人单位的广泛赞誉。
（二）调研内容
内容包括：1.关于工业分析与检验专业人才的社会需求情况调研。2.关于工业分析与检验专业的毕业生就业的职业岗位及能力需求调研。3.关于工业分析与检验专业人才培养情况的调研。4.关于毕业生就业情况的调研。
（三）调研的方式及调研对象
1. 调研方式
调研人员亲赴企业生产一线，走访企业管理人员、分析检验技术人员、分析车间班组长、分析操作工并发放关于企业对高职生素质要求调查问卷、关于企业员工的调查问卷、关于工业分析与检验专业毕业生的调查问卷、分析类岗位设置情况的调查问卷，收集整理并做数据分析。与企业人力资源部门领导、业务管理层和往届毕业生分别座谈。
2. 调研对象
深入化工企业与企业人力资源部负责人、质检中心主任、技术员等座谈和填写调查问卷;与已就业的毕业生座谈并填写调查问卷。
（四） 关于工业分析与检验专业人才的社会需求情况调研
1.人才需求量调研
全区化工类企业约有12000家，我专业近3年毕业生仅有338人，所以毕业生就业前景良好。
2.从业人员人才质量调研
根据调研数据统计，61.98%的从业人员具有职业资格证书，具有高级工证的仅占9.86%，说明从业人员中，高技能人才比例偏低，分析操作工的技能水平普遍偏低，有85.7%的用人单位“重视”或“比较重视”应聘学生获得职业资格证书，对人才具有的职业能力有较高的诉求。
数据显示，12.68%的从业人员具有技术职称。从学历结构上看，具有本科及以上学历的员工仅占15.03%，专科学历员工占员工总数的42.72%。从调研结果分析，高职院校毕业生作为专业毕业生，懂知识，有技术，已经成为工业分析与检验岗位的中坚力量。招聘员工中有42.25%具有高中学历，可以获知企业用工需求量很大。与需要进行培训的非专业员工相比，高职分析专业毕业生更具有竞争力，就业前景良好。
调查从业人员年龄组成，年龄大于40岁，占4.7 %;30～40岁占15.96%; 20～30岁占79.34 %。从统计数据看出：分析检验人员年龄偏小。这些企业发展迅猛，人才需求增长较快，企业需要的是已经具备专业核心能力、动手能力强、经过短期适应性培训就可以胜任岗位的分析测试人员，这也是专业的人才培养目标。
3. 关于工业分析与检验专业职业岗位及能力需求调研
与企业人力资源部负责人、技术部门负责人、一线员工座谈，开展针对企业工业分析与检验岗位的设置和岗位能力需求的调研。
（1）工业分析与检验岗位设置调研
从工业分析与检验工作工种来分类有煤质分析、油品分析、水质分析和其他化学品分析。从岗位管理上主要分为中控分析、原材料分析、成品分析、溶液分析等。中控分析主要负责中间控制分析岗位日常工作，负责完成技术员布置的各项工作;原材料分析主要负责所有进厂原材料质量检验、溶液配制及小组日常管理;成品分析主要负责成品分析岗位日常工作;溶液分析主要负责溶液配制岗位的日常工作。
（2）职业岗位对专业能力要求调研
根据对行业企业调研和对分析检验职业岗位分析、职业能力分析，准确定位分析专业学生培养目标主要是培养化工、煤炭、石油、医药、轻工、环保及其相关行业，从事分析检验工作和实验室（化验室）的组织管理工作的技术技能型人才。
4. 关于工业分析与检验专业人才培养情况的调研
高职教育培养出来的学生今后的定位应是知识型、技能型和实用型的一线员工。对一线员工的要求是具有扎实的理论基础、很强的实际操作能力，驾驭设备的能力，同时还应注意拓展知识，这样培养出来的毕业生上手快、发展潜力大。企业要求学生从进厂学员学起，经过副操、主操、副班长、班长、技术员等阶段，通过企业内部的题库理论和实操考试逐步发展成“多能工”型人才。主要建议：（1）学校应加大实验实训教学的比例，强化操作基本功的训练。（2）建议学校改进教学方法，理论与实践相互穿插，分段式培养应该更能取得良好的教学效果。（3）建议为在校学生提供参加各种职业资格考试的平台，如分析工、化学检验工等，为其以后就业提供更多便利。
5. 关于毕业生就业情况的调研
在调研过程中，凸显的一个重要问题就是高职毕业生离岗率较高。高离岗率导致企业在员工培训上投入大量人力、物力后往往得不到相应的效益。与此同时，频繁换岗影响了毕业生的成长发展。通过调研分析，毕业生离岗原因主要有工作枯燥、劳动强度大、工资报酬低。另外，行业发展较快，人才需求量大，在不同企业之间追求利益最大化也是员工离职率高的一个重要原因。
学校应进一步加强对学生爱岗敬业、吃苦耐劳精神的培养，帮助其掌握职业道德基本规范，形成依法就业、竞争上岗等符合时代要求的观念，树立正确的职业理想。
二、人才培养模式改革重点
（一）坚持校企合作，人才共育
加强与用人单位的联系，重视用人单位的信息反馈，随时跟踪就业市场信息，以用人单位对学生的最新要求，适时调整人才培养方案，使学校教学不断满足就业市场的需求。
（二）以服务于学生的可持续发展为目标，构建课程体系
分析专业人才培养除让学生有能力就业，还应让学生有能力发展。在教学中需要加强职业意识、职业道德、爱岗敬业的素质教育，德育为先，能力为重，以岗位需要和职业标准为依据，构建基于工作过程系统化的课程体系，服务于学生的全面发展。
（三） 遵循教育教学规律，改革教学方法
开展教学改革要遵循教育教学规律。理论知识指导实践过程，实践过程反作用于理论的深入，科学设计，层层深入，逐渐加强学生理论与实际相结合的能力。
1.以专业核心课程的项目化教学模式为核心
根据典型工作任务分析，分解成一般化的分析检测工作步骤，即溶液配制-实施检测-分析报告。结合工作过程和教育教学规律，设计项目化教学一般流程，通过项目布置-资料收集整理-制定检测方案-实施检测过程-提交检测报告-项目汇报―结果评价环节完成教学任务，实现教学过程与工作过程的对接。
2.重新整合教学内容
一方面将行业规范、职业标准融入专业教学内容，重新整合、序化，强化了课程内容与职业标准的对接;另一方面密切追踪行业发展状况，将行业发展对职业标准及技能人才的新要求不断反馈，及时将标准纳入专业课程和实践教学环节，更新教学内容，贴近行业发展实际，实现学历证书与职业资格证书对接。
3.要加强实践教学
事实证明，实践教学对于学生检验所学的知识，培养学生的各方面能力有着重要作用;同时对于学生接触、了解社会实际，认识自身优势和不足，从而有针对性地进一步加强学习和修养，以及缩短学生毕业后对社会的适应期起到了很好的作用，应该大力加强。要加强学校和社会有关部门、行业的联系，为实践教学创造良好的条件;要增加学生实习的时间，并保证实习质量。
（四） 建立制度保障，拓宽校企合作领域
树立服务意识和合作意识，定期召开专业建设理事会会议，梳理合作实施情况，总结经验，创新合作教学模式，逐渐提高专业建设过程中企业的参与度和融入度。建立校外实训基地，聘请企业、行业人士担任实训课程、毕业实习和毕业论文的指导教师，邀请行业内专家作各种讲座、报告，定期安排学生顶岗实习等，大力拓宽人才培养途径。
（五） 加快双师素质教师引进和培养，为学院进一步发展积累人才
教师要走出去，如经常下企业调研、学习，同时还要请进来，请企业的专家和能工巧匠来学校给老师和学生上课。双师素质教师，体现高职特色;双师教师的素质，决定高职院校的生存能力和发展空间。
三、结束语
以校企合作、专业共建为专业发展理念开展的企业调研，充分听取企业专家、专业指导委员会的意见，特别是向用人单位了解、调查各种职业岗位设置、能力需求，是形成能反映专业特色并符合实际要求的课程，构建整体优化的课程体系，形成工学结合的人才培养模式的理论基础和实践基础。联合行业企业的力量，积极探索人才培养模式的改革与创新将会成为专业建设的新常态。我们将继续努力加强校企合作，推进教育教学改革，为区域经济的发展不断输送合格人才。
关键词：工业环境；污染；经济发展；增长；实证研究
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2016.10.024
0 引言
经济增长对于国家来说极为重要，其是衡量一个国家的发展潜力的重要指标。但是经济的快速发展通常都是以损害环境为代价，工业的大量产生为环境带来极大的污染，加重当前环境污染的严峻形势。
1 实证研究的数据选择
对于工业环境污染与经济发展之间的相互关系，本文主要通过实证研究的方式进行分析和总结。在选择实证的相关数据时，主要以西北地区在2003年到2015年之间工业中的废水、废气以及固体废弃物的具体数据作为此次研究的工业污染数据。在经济增长指标方面选择西北地区当年的人均GDP，本次研究选择的统计数据都是从相关的权威机构进行选取。然后分别对这些数据进行分析，使用表格将分析的数据统计在一起，给人们一种清晰的感受。
2 实证分析
本次实证主要从平稳性检验、滞后期数确定以及协整检验三个方面进行具体分析，以方便进一步确认和得出工业环境污染与经济发展之间的关系。
2.1 平稳性的检验
按照实证分析的求证标准步骤实行，首先对所得的数据进行平稳性检验，然后再考虑VAR建模的相关问题。此处在进行平稳性检验时选择的是经常使用的ADF检验法。可以得出 D1nGDP、D1nINS02、D1nINSOLID、D1nINWATER的数据都是处于平稳状态的。且1%的临界值都比10%的临界值小，故这些数据都是满足协整检验的。
2.2 滞后期数的确定
在进行ADF检测之后，接下来开始建立VAR模型，本次实证研究选取工业中的废水、废气以及固体废弃物和人均GDP作为变量，使用相关软件自动生成FPE，AIC ， SC和HQ等标准，再根据这些标准确定VAR滞后的阶数，本次确定为3阶，相关数据如表1。
在表格1得出的所有数据，都是为下一步的协整检验做好充分的准备，在进行协整检验的过程中提供充实的数据基础。
2.3 协整检验
在得出VAR的相关数据之后，再对其进行协整检验，本次实证研究协整检验采取的是Johannsen协整法，检验得出结果如表2。
分析表2通过协整检验而得出的相关数据，可以看出工业中的废水、废气以及固体废弃物与人均GDP之间存在着一种长期稳定的关系。
3 结论得出
在本次VAR建模过程中由于是选用的多个变量进行分析和研究，在接下来使用广义脉冲响应函数对它进行进一步的处理，消除来自于多个变量的干扰，并使用预测方差对其进行分解，得出工业污染和经济发展之间的关系：第一，固体废弃物产生的量对人均GDP影响较大，产生这一现象的原因在于西北地区最近几年内石油的炼制及应用较多，产生大量污水、废气以及固体废弃物，同时带动当地经济发展。第二，工业上的严重污染换来的经济增长速度是有限的。当发展一段时间之后，工业污染并不能换来经济的高速发展，所起到的作用极为有限，很多情况下反而会对其产生抑制的效果。
4 结束语
从列举的西北地区为例，可以看出工业环境污染同经济发展之间的关系：经济的发展往往会伴随着工业环境的污染，但不一定工业环境的污染就会带来经济的增长，当环境污染达到一定程度之后，反而会对经济发展造成很大的限制作用。因此，在大力发展经济的同时也应当注重对环境的保护，不能以牺牲环境为代价来换取经济的一时发展。
参考文献：
[1]黄菁.环境污染与经济可持续发展的关系及影响机制研究[D].湖南大学，2010.
本文采用ADF检验法来检验时间序列数据lngy，lnmfa的平稳性，检验标准为：当ADF统计量的绝对值小于临界值的绝对值，则该变量存在单位根，即非平稳；若ADF统计量的绝对值大于临界值的绝对值，则该变量不存在单位根，即是平稳。时间序列的平稳性检验结果如表1所示。由表1可见，lngy，lnmfa在5％的显著性水平下，ADF检验的t统计量的绝对值小于所对应的临界值，所以不能拒绝存在单位根的零假设。对lngy、lnmfa进行一阶差分后再进行ADF检验，在5％的显著性水平下，lngy，lnminfa的t统计量的绝对值均大于对应的临界值，即拒绝存在单位根的零假设。因此，lngy，lnmfa均为I（1）型序列，满足协整检验的前提条件。
矿业投资和工业经济增长期均衡关系分析
1协整检验
目前关于协整检验的研究主要有两种方法：一是Engel和Granger在1987年提出的基于协整回归残差的两步法检验；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR模型方法的协整系统检验。本文依据E－G两步法，对lngy与lnmfa进行OLS回归，检验两个变量是否存在协整关系。协整检验的前提是两个变量时同阶单整变量，根据上表检验结果可知lngy、lnmfa都是一阶单整序列，因此可以进行协整回归分析，对lngy和lnmfa进行OLS回归，结果如下：lngy＝4．45＋0．81×lnmfa（1）（16．18）（17．75）R2＝0．94D－W＝0．43提取式（1）的残差图如图2所示。由式（1）的D－W值及方程的残差图可以看图2回归估计的实际值、拟合值、残差图出，方程残差呈有规律的波动，预示着方程存在自相关，需进行自相关修正，运用迭代估计法对以上回归方程进行自相关性调整，默认迭代次数为100，误差精度为0．001，估计方程为：lngy＝14．34＋0．054lnmfa（2）（18．78）（11．36）R2＝0．99D－W＝1．79F－statistic＝2470将此方程与以上OLS方程估计相比，方程拟合度有所提高，D－W值明显提高接近于2，方程常数项数值变为14．34，斜率估计为0．054。因此采用式（2）作为工业产值和矿业投资的长期均衡方程。
2残差检验
对残差e进行单位根检验，若e是平稳的，说明两变量之间的协整关系是存在的，反之不存在。检验结果如表2所示。单位根检验结果（表2）表明：残差e在5％临界值水平下为平稳序列。由此可以认为lngy、lnmfa是（1，1）阶协整，存在长期稳定关系。矿业投资额的弹性系数为0．054，即从长期来看，矿业投资增加1％，工业产值将增加5．4％。
矿业投资和工业经济增长的短期关系分析
1误差修正模型
根据格兰杰表述定理，如果两变量是协整的，则他们之间存在长期均衡关系，在短期内，这些变量可以是不均衡的，两变量之间这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型（ECM）来表述，即：ΔYt＝lagged（ΔY，ΔX）－λμt－1＋εt式中，μt－1是非均衡误差项或者说成是长期均衡偏差项，λ是短期调整参数。通过eviews5．0对lngy、lnmfa两个变量进行误差修正分析，估计误差修正模型结果如下：lngy＝－0．12ecmt－1＋0．81（lngy（－1））－t：（－1．85）（3．773）0．57（lngy（－2））－0．08（lnmfa（－1））－（－2．712）（－1．387）0．03（lnmfa（－2））（－0．532）由以上公式可看出：误差修正系数为－0．12，符合反向修正机制，表明短期波动对长期均衡偏离的调整速度为12％。可见，在短期内，矿业投资每增加1％，在滞后一期，工业产值减少8％，但统计t值表明这种作用不明显，在滞后二期，阻碍作用降到3％，同样t值不明显；而工业产值对自身的影响作用较大。
2脉冲响应分析
脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。通过脉冲响应分析，可以从更加动态的角度来分析两个变量之间的关系。工业产值和矿业投资之间的冲击反应函数轨迹见图3。图中的横坐标是冲击发生后的时间间隔（以年度为单位），纵坐标尺度表示冲击的反应程度。从图3（左）可看出：当在本期给工业产值一个单位的标准差正冲击后，矿业投资额在第2期会达到高峰，而后逐年下降，直到第5期降到低谷，从第6期到第15期在工业产值的冲击下，矿业投资额时涨时落，这种状况一直持续到第15期。这表明工业生产受外部条件的冲击后传递给矿业投资，矿业投资额在第2期达到最高点，即在第2期矿业投资额对工业产值的响应是0．079，第5期下降到最低点，矿业投资额对工业产值的响应为0．04。此后，尽管有涨落，但矿业投资额对工业产值的响应基本保持在0．042。而从图3（右）可看出：在本期矿业投资额发生一个单位的标准差冲击后，工业产值在前2期仅有小幅上升，而第3期开始会有较强烈的反应，并且在前7期一直保持着较强的影响，从第8期之后逐渐放缓影响直至第15期，但总体来看，15期内矿业投资额对工业产值的影响总是呈正向高度影响。这说明矿业投资对工业产值的增加有着强力的推动作用，作用持续时间较长。高峰期第7期工业产值对矿业投资额的响应高达0．09。
[关键词]工业化；城镇化；农业现代化
一、文献综述
随着党的十七届五中全会中对“三化同步”问题的提出，在工业化、城镇化深入发展中同步推进农业现代化被学者们从不同的角度和视角进行了大量深入研究。苗洁、吴海峰（2012）通过对美国、日本、西欧等地的工业化、城镇化与农业现代化的考察，指出“三化同步”对于发达国家的市场化宏观调控方面起到积极地促进作用，使之较快的迈进了现代化国家行列。在分析方法上，吴振明（2012）运用系统论的思想建立了反映三化综合发展水平的指标体系，利用主成分分析法以中国西部地区数据为例，结果指出西部地区的城镇化与工业化协调度较低，农业现代化明显落后。钱丽、卫、肖仁桥（2012），以构建“三化”耦合协调度评价模型和指标体系，探索1996-2010年中国省际“三化”耦合协调度的时空变化差异，并检验耦合协调度的影响因素。研究表明，考察期内中国“三化”初级协调状态，而农业现代化发展滞后是制约 “三化”协调发展水平提升的主要因素。
二、指标选取、数据统计性描述
工业化指标标示为INDU，以贵州省工业增加值与全省生产总值的比重来衡量工业化率；城镇化指标标示为URBA，以国际衡量标准，用贵州城镇常住人口与年末总人口的比值代表城镇化率；农业现代化指标标示为AGMO，以单位耕地面积拥有农机总动力来衡量农业现代化率。
1991年到2012年间，贵州省城镇化水平小幅度稳定上升，贵州省对城镇化的投入成效显著，其城镇化水平由1991年的0.23稳步上升至2012的0.36，尤其是2009年往后，年均增长达a到9.67%；近二十年来工业化水平稳定，工业化的年均增张率为0.35%，近20年基本持平；农业现代化的水平增幅较大，年均增速达到10%以上。
三、实证分析
1.时间序列的平稳检验
协整理论是一种新的建模技术。它从分析时间序列的非平稳性入手，探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。为消除数据的异方差问题，将宏观经济变量由非线性变为线性，因此对工业化、城镇化、农业现代化指标数据进行对数化处理，为lnINDU、lnURBA、lnAGMO，结果不影响指标的原协整性。对处理后的数据进行平稳性检验，检验结果表明，原序列在5%的水平下均为不平稳数列，一阶差分后平稳，所以三个变量均为一阶单整变量。
2.协整检验
表1 协整检验结果
原假设协整方程个数 统计量 10%临界值 5%临界值 1%临界值
None 20.72 19.77 22.00 26.81
At most 1 18.58 13.75 15.67 20.20
At most 2 3.82 7.52 9.24 12.97
Johansen协整检验的的结果如上表所示：根据检验结果我们认为三个变量具有两个协整关系，相应的协整向量如下：
表2 协整关系式向量
变量 ect1 ect2
lnINDU 1.000000e+00 0.00000000
lnURBA 1.446326e-16 1.00000000
lnAGMO 9.586072e-02 -0.09960434
常数项 1.449015e+00 1.26435546
由上表的结果得出，贵州省工业化、城镇化、农业现代化之间存在长期均衡关系。
3.Granger因果检验
格兰杰（Granger）因果检验是用来分析变量之间的因果关系的方法。基于贵州省工业化、城镇化及农业现代化的数据，检验结果显示，工业化率是农业现代化率的格兰杰原因；城镇化率不是工业化率和农业现代化率的格兰杰原因；农业现代化率不是城镇化率和工业化率的格兰杰原因。导致此结果的原因：近年来，贵州省重视工业化的发展，提出工业强省的口号，但是由数据显示工业化的水平并没有显著提升，反而侵蚀了城镇化与农业现代化的发展，另外，贵州省工业化的发展并没有明显的促进就业，贵州人口以外出打工，劳动力跨省转移的居多，因此对城镇化的带动作用较弱，且工业化与农业现代化的关联度较低，所以导致上述结果。
四、政策与建议
（一）加强对工业化的发展。贵州省应继续实行工业强省策略，加大对第二产业的开发与扶持。相比其他地区的工业化进程，贵州省的工业化实属落后，一个城市只有在工业化之后，才能走向繁荣，若贵州的工业化不能兴起，则不能带动城镇化、农业现代化及信息化的发展，致使贵州整体的经济水平落后。
（二）加大大型城镇的建设。学界有关于城镇人口是转移到大城镇还是中小城镇的争议，笔者认为，中国整体的人口聚集度不高，以东京与北京对比，北京市面积是东京的数倍，而东京的人口是北京的数倍。对于贵州省而言，贵州人口应向贵阳或地级市聚集，因此，财政政策应将重点放在大型城镇的建设上。
（三）保持农业现代化的稳定提升。贵州耕地不易使用农耕机械设备，但是可以推进农业经营模式转型，由分散性的个体户经营向集约的集体作业转型，由低层次的农作物向更优质的，更具经济效益的高档次作物转型。
参考文献
[1]吴振明.工业化、城镇化、农业现代化进程协调状态测度研究――以中国西部地区为例[J].统计与信息论坛，2012（7）.
关键词:能源消费结构;工业增长;协整分析
中图分类号:F426.2 文献标识码:A 文章编号:16749944(2010)10011603
1 引言
能源是人类进步和社会发展的物质基础,经济增长及经济发展的提高需要能源做支撑,对能源消费与经济增长关系的研究一直是能源经济学的一个热点问题。自1978年Kraft J.和Kraft A.开创性地分析了美国能源消费与经济增长的关系后[1],能源消费与经济增长之间协整性与因果关系的实证研究扩展到了世界各国。Soytas和Sari (2003)研究了G―7国家和过渡经济国家的能源消费和经济增长的因果关系[2]。Yu和Jin使用Engle、Granger(1987)提出的E―G两步法和1974~1990年间的美国季度数据进行的检验结果表明,在两变量之间不存在长期的协整均衡关系[3]。Stern 使用单方程静态协整分析法及多元动态协整分析法。拓展了他本人1993年的分析结果。研究发现,能源在解释GDP变动中具有显著的影响效果,并确认在GDP、资本、劳动力和能源之间存在明显的长期均衡关系[4]。Ugur and Ramazan(2003)通过对16个国家能源消费与GDP因果关系的研究发现,在所有国家中,这两个系列水平值是不平稳的,但其一阶差分是平稳的,其中有7个国家变量之间存在平稳线性协整关系。在土耳其、法国、德国和日本,能源消费与GDP之间的作用方向是能源消费促进经济增长,显示这些国家长期的能源节约可能损害经济增长;在意大利和韩国其因果关系则正好相反;而在阿根廷又表现为双向因果关[5]。
国内学者也对能源与经济的增长方面做了许多的研究。韩智勇、魏一鸣等选取了我国1978~2000年的数据对中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系进行分析,得出中国能源消费与经济增长之间存在双向因果关系,但不具有长期协整性[6]。汪旭晖、刘勇同样对中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系进行分析,并以1978~2005年的样本区间,得出能源消费与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系,并且存在从能源消费到经济增长的单向因果关系[7]。如马超群等研究了中国从1954~2003年GDP和能源总消费以及能源消费各构成部分之间的长期均衡关系。研究结果表明,GDP分别与能源总消费、煤炭消费之间存在协整关系,并且GDP与能源总消费以及煤炭消费之间存在很强的Granger双向因果关系[8]。这与国外一些学者研究能源与经济增长样本区间不同时结论也有所差异的境遇相同。不同国家由于不同的政治制度、经济体制、经济发展水平、产业结构和能源政策,导致能源消费与经济增长的因果关系不尽相同;对同一个国家的研究,由于所选择的样本数据范围、影响变量和研究方法的不同也会得出完全不同的结论。
2 能源消费结构与工业增长的关系
2.1 数据整理
2.1.1 变量选取
为反映能源结构变化与工业增长之间的关系,本文选取工业生产总值(Industry),以及能源消费结构变化由煤炭(Coal)、石油(Oil)、水电(HP)作为研究变量。为了序列的平稳性,对时间序列进行对数处理。Lindustry、Lcoal、Loil、LHP表示对数处理后相对应的变量。
2.1.2 数据说明
工业产值和能源消费结构数据主要来自1988~2009年的《广西统计年鉴》。
2.1.3 数据变换
为了消除数量级大小不同的影响,以便于进行计算和比较分析,本文将原始数列进行无量纲化处理,采用均值化加以处理,即公式为:
Xij′=XijXj,式中,Xj=1n∑nj=1X(k)j.
均值化方法即令均值化后各指标的均值都为1。均值化后各指标的方差是各指标变异系数x的平方,它保留了各指标变异程度的信息[9]。
2.2 能源消费结构变化对工业增长的实证分析
2.2.1 单位根检验
计量分析中为了避免宏观经济变量的不平稳产生谬回归,首先采用单位根检验来判断数据的平稳性。采用ADF方法进行单位根检验,滞后阶k的确定是基于最小信息准则(AIC和BIC)原则得出的,结果见表1。
值是否显著而确定的;其中c表示含截距,t表示含趋势项;滞后阶数K根据AIC信息准则确定。②ADF采用麦金农(Mackinnon)值。③Δ与Δ2分别表示变量序列的一阶差分,表示二阶差分。
由表1的检验结果可知,在5%显著水平下,4个变量在二阶差分情况下为平稳序列,为I(2)系列,因此变量满足协整检验的前提条件。
2.2.2 协整分析
协整检验的前提是如果多个变量都是单整变量,只有当它们的单整阶相同时,才可能协整。当多个变量协整时,则它们之间存在着一个长期稳定的比例关系; 反之,当多个变量不是协整的,则它们之间就不存在着一个长期稳定的关系,由表1的检验结果知Lindustry、Lcoal、Loil和LHP 4个变量同为二阶单整序列。下面对变量是否协整做进一步检验,对Lindustry、Lcoal、Loil和LHP用OLS方法做回归,设回归方程为:
Lindustryt=c+β2Loilt+β3LHPt+εt.
其中,C为常数,β1、β2、β3为待定系数,εt为回归残差,应用普通最小二乘法(OLS),估计得回归方程为:
Lindustry=-0.66+0.84Lcoal+0.69Loil+0.13LHP.
(0.03)(0.13)(0.08)(0.06)
R2=0.996 2,调整后R2=0.995 5,F=1 560.59,D.W=1.899 8(括号内为回归系数的标准差)
从拟合优化度可以看出,方程拟合度很高,说明方程具有很强的解释力,F统计量显著,也说明模型的拟合效果很好。对回归方程的残差进行单位根检验,见表2。
单位根检验结果表明:残差在10%临界水平下为平稳序列。因此,Lindustry、Lcoal、Loil和LHP为(3.3)阶协整,存在协整关系,即4个变量之间存在长期的稳定均衡关系。从回归方程的数据可以看到,1987～2008年广西煤炭每增长1%,将带动工业增长0.84%; 石油每增长1%,将带动工业增长0.69%;而水电每增长1%,将带动工业增长0.13%。煤炭、石油、水电对工业增长的影响是显著的,具有积极的贡献。
2.2.3 格兰杰因果检验
协整检验结果表明Lindustry、Lcoal、Loil和LHP之间存在长期均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,还需进一步验证。Engle和Granger(1978)提出的因果关系检验法是解决这类问题的常用方法,即格兰杰因果检验,检验结果见表3。
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由表3可以得知,煤炭是促进工业增长的格兰杰原因,而工业增长不是煤炭增长的格兰杰原因;但是石油、水电与工业增长存在双向格兰杰因果关系。因此,总体看来,认为煤炭、石油、水电与工业增长存在格兰杰因果关系,即能源消费结构是工业增长的格兰杰原因。
3 结语
通过协整分析可知,煤炭、石油、水电与工业增长之间存在协整关系,即能源消费结构与工业增长存在长期稳定的均衡关系。由格兰杰因果关系检验可知,能源消费结构是工业增长的格兰杰原因,能源消费结构的变动将导致工业的变化,煤炭、石油、水电的增长将拉动工业的增长,这说明广西的工业增长是通过大量的能耗来拉动工业的增值,虽然工业的增长会改善石油、水电的消耗状态,但是煤炭的消耗还是没能够得到改善。因此结合以上研究结论,应做到以下几点。
(1)优化能源结构,实行多样化能源消费结构战略。目前,广西地区能源消费中煤炭比重过大,而石油、水电利用率偏低。因此,减少煤炭在能源消费中的比例,大力发展核能、生物能、风能和太阳能等新能源,政府应该通过引进新技术,开发新能源、可再生能源,使广西在长期内形成一个多元化的、清洁的能源结构,走可持续的能源发展战略。
(2)大力发展洁净煤技术,提高煤炭利用效率,通过技术手段有效解决大量使用煤炭带来的环境污染问题。要研究高硫煤的洗选脱硫技术、干法选煤技术。开发或引进大型循环硫化床燃烧技术。水煤浆制备的燃烧技术,煤炭气化和煤气化联合循环发电技术;研究开发煤泥、无烟煤和褐煤的高效燃烧和利用技术等。
(3)提倡资源节约型的社会经济发展模式,积极倡导资源节约型的社会经济发展模式,加强政府节能管理体系的建设,建立和完善节能经济激励政策和市场经济条件下的节能新机制。
参考文献:
[1] Kraft J,Kraft A. On the relationship between energy and GNP[J].Energy Development,1978(3):401~403.
[2] Soytas U,Sarib R.Energy consumption and GDP: causality relationship in G―7 countries and emerging markets [J]. Energy Economics,2000(25):33~37.
[3] Yu ESH,Jin.JC.Cointegration tests of energy consumption,income and employment[J].Resources and Energy,1992(3):259~266.
[4] Stern D I.A multivariate cointegration analysis of the role of energy in the US macroeconomy [J].Energy Economics,2000(2):267~283.
[5] Ugur S,Ramazan S. Energy consumpt ion and GDP: causality relationship in G―27 countries and emerging markets [J].Energy Economics,2003,25(1):33~37.
[6] 韩智勇.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程,2004(12).17~21.
[7] 汪旭晖,刘 勇.中国能源消费与经济增长:基于协整分析和Granger因果检验[J].资源科学,2007,25(5).57~62.
[8] 马超群,储慧斌,李 科,等.中国能源消费与经济增长的协整与误差校正模型研究[J].系统工程,2004(10):47~50.
关键词：水质检测技术；锅炉；工业；应用；处理
工业锅炉是当今生产领域十分常见的动力与能量输出设备，但在实际工作中，经常因为锅炉内部水质问题而造成锅炉使用安全性、经济性受到影响，甚至威胁到锅炉的运行安全，造成巨大的社会经济损失和人员伤亡。在此情况下，快速、准确的对锅炉水质进行检测意义重大，也是目前我们必须要重视的内容。下面我们就水质检验技术在锅炉领域的具体运用情况进行研究。
1 水质检验技术概述
水是人类赖以生存的基础，是工业生产的血液，也是锅炉正常、安全运行的关键所在。锅炉一直以来有着工业心脏的称号，其是以天然水为热能、动能传输媒介的，这种水中通常都含有大量的钙、镁、氯等离子以及一些溶解氧。面对这种情况，一旦水质检测技术无法及时的检测出水中的不良物质，必然导致锅炉运行中出现结垢、腐蚀乃至水汽公腾的现象，最终导致重大锅炉事故的发生。经相关数据统计的出，在近几年因锅炉水质检验技术不符而造成饿锅炉事故高达75%以上。因此，我们这里有必要对这种问题进行分析。
1.1 水质检验技术
所谓的水质检验技术主要是为了考察锅炉水、环境水等是否符合人们生活、工业生产要求，其污染程度是否能达到预计标准。一般来说，水质检验技术是针对水质参数随机检验和按照水质性质而选择的，其所得的数据是评价水质的关键。
1.2 水质检验项目
水质检验技术并非一个简单的工作，它往往包含工业用水、天然水、废水等多种不同的水组成，其检测结果也相对应河流自净、用水水质以及废水水质等。且在具体的水质检验工作中，水质检验结果与水质检验方法也有着一定的关系。目前常用的水质检验方法普遍都是以物力、化学检验技术为主的，它依据原理和采用仪器标准来进行水质检验标准选择，目前常见的水质检验技术包含了溶解氧、生化需氧量、总需氧量等。
1.3 水质检验技术的意义
水是锅炉热量、动力传递的重要媒介，它对于整个锅炉的安全、稳定、经济、正常运行有着至关重要的意义。用符合锅炉标准的水质能有效确保锅炉运行安全性、经济性，同时如果锅炉水质不达标，也必然会给锅炉运行费用和原材料的使用造成威胁，甚至造成无法估量的后果。比如，不良水质在锅炉运行中使用会造成锅炉内部结垢、鼓包和腐蚀，甚至引发锅炉爆炸。因而，科学的实施水质检验工作势在必行，是防止锅炉结垢、腐蚀等不良现象发生的关键，也是确保锅炉经济、安全、持续、稳定运行的基础。
2 水质检验技术在锅炉中的运用
在锅炉工作中，水质检验技术并非一个简单的内容，它通常都需要严格监督锅炉水、气的品质，并且定期油相关化验人员进行水质检测，以便能及时、有效的发现设备中的水质问题，并加以处理，从而确保锅炉运行安全、经济。具体来说，在锅炉运行中常见的水质检测技术主要有以下几种：
2.1 常见的锅炉水质检验方法
2.1.1 样品复检法
在锅炉水质检验工作中，为了能更好的确保检验结果的准确性、有效性和科学性，一般都采用抽样检测技术进行前期简单检验，同时保存相关的检测结果和副样，并详细的等级检验编号。随后，将检验结果保存在检验中心，并交由相应复检人员进行再次检验。在两次检验工作完成之后，要根据相关工作标准对两次检验结果进行对比。这个时候，我们需要特别注意水质存储环境状况，并且严格执行检测标准。
2.1.2 平行样分析法
在锅炉水质检测工作中，对于提取的样本每次都必须要进行平行样检验，此时样品的数量应当保持在10～20%中间，样品提取量不能太少也不能太多，不管是出现那种状况都会影响到最终的检测结果。否则需提高平行样的检验量比例其允许的检测结果相对标准偏差限值，应考虑锅炉水质和分析结果对于较好（稳定、均匀）的样品，对对应限值的要求也更加严格总之，具体的限值应依据相应检测仪器的精度、准确度来最终确定。
2.1.3 比对和能力验证
比对验证主要包括两方面内容，即内比对和室间比对内比对又分为个人之间比对、同一人用不同实验方法的比对、以及检测仪器间的比对等通过内比对，可以对检验人员及其检验方法所带来的随机误差情况进行估计；而实验室间比却可以对检验分析过程的引起的系统误差进行估计在条件成熟的情况下，实验室还应积极参加本行业或相关行业的能力考核通过参与考核，可以用实验室的锅炉水质检验水平做出相应的评估。
2.2 检验指标
2.2.1 碱度
碱度是锅炉水中含有的能附和氢离子等一类物质所具有的总量不坚固水垢形成的机理是碱性物质和硬度物质之间发生相应的化学反应，采用一定的排污方法可将其去除为防止锅炉水垢的产生，有必要使锅水保持相对稳定的碱度。
2.2.2 硬度
硬度是对锅炉水质进行量化的一个关键性指标，通常用含有钙镁离子的总量来表征硬度为预防锅炉水垢的形成，锅水的硬度不宜过大，应处于较小值实践表明，大型企业锅炉水硬度台格率较高，中小企业却往往较低究其原因，可能是由于大型企业的资金相对比较充足，能够对购置锅炉水的软化处理设备引起足够重视，而中小企业却相对很少购置软化设备。
2.2.3 PH值
PH用来判表征锅炉水的酸碱性标准工况下，锅水中的PH值（6.5～8. 5）应呈一定碱性，在碱性范围可预防锅炉水垢的产生、锅炉的腐蚀因此，自来水需进行处理（如投入纯碱或片碱）后，方可作为锅炉给水。
2.3 锅炉水质检测技术研究现状
目前，国内关于锅炉水质硬度在检测的仪器有很多，按工作原理分为电极法和比色分析法采用电极法来监测硬度，主要存在电极电位漂移验证，测量不准确验等问题比色分析法具有检测误差小、重现性好、可靠性高等特点，可以克服上述电极法的缺点随着国家对于水汽质量标准的要求日益严格，对水质检测方法的要求也越来越高，更多的研究者在致力于锅炉水质检测技术的研究。
结束语
工业锅炉是提供热能动力的重要设备，同时又是承压、有爆炸危险性的特种设备锅炉水质对锅炉设备安全、经济运行及锅炉使用寿命均具有重要影明因此，为防止水质不良而引起锅炉爆炸，保证人民生命和财产安全研究锅炉的快速、高效、准确的水质检测技术，做好工业锅炉水质检测控制工作，显得极为重要。
参考文献
[1]刘娟.我国工业锅炉的现状、差距与展望[J].黑龙江科技信息，2012（3）.
[2]储继锋，张继国，李晗.锅炉系统能效评价在节能降耗中的应用[J].中国特种设备安全，2010（9）.
【关键词】国债利率；通货膨胀率；工业生产指数；货币供应量增长率
一、问题的背景说明
我国1994年―2008年这15年间的国债利率情况差异很大。作为我国的基准利率，它的高低受很多因素影响。清晰认识国债利率与其他因素之间的关系，可以更好的为经济活动服务。国债利率是政府宏观调控经济手段之一，它的高低受一国经济状况的影响。工业生产指数作为一国经济的晴雨表对国债利率的高低也可能影响。货币供应量通过影响市场利率能够间接影响国债利率。同时，通货膨胀率的高低也会造成国债名义利率的不同。所以研究国债利率与工业生产指数、货币供应量增长率、通货膨胀率之间的关系很有意义。
二、数据的收集与说明
国债利率选择了我国凭证式国债中持有期满一年时利率的情况作为标准。工业生产指数选取从1994到2008年这15年期间国内生产总值指数中工业数值。货币供应量的增长率选取的是货币和准货币的增长率。通货膨胀率则以我国居民消费价格指数衡量。
三、模型的构建以及说明
本模型中以国债利率作为被解释变量，工业生产指数，货币供应量增长率以及通货膨胀率作为解释变量。设定它们为线性关系，即设i=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui。其中i为国债利率，X1为工业生产指数，X2为货币供应增长率，X3为通货膨胀率。
四、实证分析
本文数据的处理主要是通过EViews软件进行的。实证分析结果如下
㈠回归模型分析
结果显示，国债利率与工业生产指数反向变动，基本符合经济事实，因为当工业生产指数值增加时说明经济处于景气时期，一般经济景气阶段市场利率较低，从而国债利率也较低。另外，根据货币供求关系原理，货币供应量增长率的提高会降低市场利率，市场利率降低从而使国债利率下降，所以国债利率与货币供应增长率成正方向变动。同时通货膨胀率的提高会影响名义利率所以也使国债利率提高，这点模型是符合经济事实的。R2=0.742074，修正的R2=0.671731，这说明模型的拟合优度不是特别高，三个自变量不能很好的解释i的变化情况。
方程总体的F检验中，P值为0.001446，小于0.05，说明模型的线性关系在95%的置信水平下显著成立。
各个变量的t检验中，X1、X2、X3的t检验的P值均大于0.05，说明了三个自变量对国债利率i的影响都不是特别显著，在95%的置信水平下没有通过显著性检验，需要对这三个变量进行进一步的考察和评价。
㈡异方差性分析
模型的残差图显示模型不存在明显的异方差。
进行怀特检验，得：
e2=1324.74―23.57X1+0.10X12+3.40X2―0.077X22+0.04X3+0.0075X32
（0.31）（―0.31）（0.30）（0.29）（―0.56）（0.04）（0.08）
上述中没有一个参数的t检验是显著的，且可决系数的值也比较小。nR2=15×0.1848=2.772，该值小于5%显著性水平下自由度为3的χ2分布的相应临界值7.81，模型中不存在异方差。
⑶序列相关性分析
图示法检验显示可能存在着一定程度的自相关性。
用D―W检验法进行进一步的检验， D.W=0.7581， n=15，解释变量的个数k=3，查D.W.检验上下界表，在5%的上下界范围内可得dL=0.95.du=1.54，所以0
对原模型进行广义差分
it-0.840460it-1=βt（1-0.840460）+β2（X1t-0.840460X1t-1）+β3（X2t-0.840460X2t-1）+β4（X3t-0.840460X3t-1）+ut
进行回归
从图表中可得到回归方程为
Y*t=3.287-0.166X1*t-0.101X2*t+0.207X3*t
（1.249 ）（―1.092）（―0.963）（1.790）
对β0进行修正，β0=3.287（1―0.840460）=20.60
修正后的方程为i=20.60―0.166X1―0.101X2+0.207X3。
五、小结
综上，在对国债利率的影响上，工业生产指数，货币供应量增长率，通货膨胀率这三个变量中，通货膨胀率对其的影响是最大的，其次是工业生产指数。且国债利率的变化与通货膨胀率的变化成正向关系，与工业生产指数呈反向关系，这是符合前面我们分析的经济事实的。另外货币供应量增长率的变化对国债利率的影响不是特别显著。同时，由于变量对方程的拟合度不是特别高，说明了国债利率还受其他未知变量的影响也是较大。〖HJ0〗〖HJ1.2mm〗
参考文献：
1利用模型分析陕西煤炭价格波动对区域GDP的影响
（1）平稳性检验。为了对序列进行分析，首先进行平稳性检验，本文采用eviews7软件，通过取对数对序列进行平稳性检验。检验结果见表2。从表2可以看出，变量lnPcoal的ADF值为－2．75546，小于在10％置信水平下的临界值－2．69044，说明lnPcoal的原序列是平稳的，即I（0），变量lnGDP的ADF值为－2．691100小于在10％置信水平下的临界值－2．690439，说明原始序列平稳，即I（0），可以对两个序列进行回归分析。
（2）建立回归模型。本文通过对两个变量取对数建立回归模型：LnGDP＝a＋bLnPcoal利用最小二乘法对回归模型参数计算求得样本的回归模型为：LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal模型表明，煤炭价格增加1％，工业GDP指数上升0．1310％。
（3）回归模型的拟合优度检验。虽然建立了样本的回归模型，但是还需要对解释变量煤炭价格变异对被解释变量工业GDP的变异解释进行检验。R2＝ESS／TEE＝1－RSS／TSS称为可决系数，通常用来判断回归线的拟合优度。若R2＝1，表示回归模型完全解释了被解释变量的变异；若R2＝0，则表示被解释变量与解释变量之间无线性关系。其中：TSS（totalsumofsquares）是真实的被解释变量围绕其均值的总变异；ESS（explainedsumofsquares）是估计的被解释变量围绕其均值的变异，是由解释变量解释的部分；RSS（residualsumofsquares）是被解释变量变异未被解释的部分。如果选择的回归模型能很好的拟合样本数据，则ESS远大于RSS，如果回归模型对样本数据拟合不好，则RSS远大于ESS。由于ESS远大于RSS，说明工业GDP的波动可以由煤炭价格解释99．998％，所建立的线性回归对样本的拟合度很好。
（4）回归方程显著性检验。对回归方程显著性检验最常用的检验是F检验，F值越大，越有理由拒绝原假设H0：b＝0，接受备择假设H1：b≠0。根据F＝ESS／（RSS／（T－2））求得F＝338．0238／（0．0079／（15－2））＝556241．6962。通过查阅F分布临界值表可知，a＝0．005临界值为11．37。由于F值大于F分布临界值，所以拒绝煤炭价格系数为0的原假设，接受备择假设。
（5）因果关系检验。煤炭价格和工业GDP之间存在相关关系，但是到底谁是因，谁是果，还需要进行因果关系检验。格兰杰检验是检验序列之间因果关系的常用方法。本文通过格兰杰因果关系检验，检验结果见表3。检验结果显示：在5％显著水平下，lnGDP不是lnPcoal格兰杰的原因的假设被拒绝，lnPcoal不是lnGDP格兰杰原因的假设也被拒绝。因此表明煤炭价格和工业GDP之间具有稳定的因果关系，而且互为因果。
2结论
利用1998年－2012年陕西煤炭价格和工业GDP数据建立了回归模型LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal，通过拟合优度检验和方程的显著性检验表明，所建立的回归模型很好的拟合了样本数据。回归模型也通过了显著性检验，通过格兰杰因果关系检验表明，煤炭价格和工业GDP之间是互为因果关系。
作者：李鲜玲张大田雷翠玲单位：陕西能源职业技术学
