計量分析論文匯總十篇

序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇計量分析論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

當(dāng)前，用戶基本上都使用飽和蒸汽，通常用干度(指飽和蒸汽中的含水量多少)來衡量飽和蒸汽的質(zhì)量好壞。最好的是干飽和蒸汽，一般稱為過熱飽和蒸汽，其含水量可忽略不計；干度差的稱濕飽和蒸汽，含水量最多可達(dá)30%，這就存在著飽和蒸汽的“兩相流”問題。因為任何蒸汽計量儀表在計算飽和蒸汽流量時所用的設(shè)計壓力下的蒸汽密度值都采用其干度X=1時的數(shù)值，也就是干蒸汽的數(shù)值；同時，濕蒸汽因含有密度比干蒸汽大數(shù)百倍的液體水粒，在管道中流動時其速度要比干蒸汽小，這樣所測得的差壓值就低了，反映在儀表讀數(shù)、記錄上就存在著密度和流速受干度影響所帶來的疊加性的雙重負(fù)誤差，并造成濕飽和蒸汽計量難度。

1.2蒸汽流量計量中的蒸汽密度補(bǔ)償

計量飽和蒸汽或過熱蒸汽常用質(zhì)量流量，單位為kg/h或t/h。質(zhì)量流量大小與蒸汽的密度有關(guān)，而蒸汽的密度又直接受蒸汽的壓力及溫度影響。在蒸汽計量過程中，隨著蒸汽壓力及溫度不斷變化，密度也隨著變化，使質(zhì)量流量也隨著變化。如果計量儀表不能跟蹤這種變化，勢必造成計量誤差。在蒸汽計量過程中，一般都是通過壓力及溫度傳感器跟蹤蒸汽壓力及溫度變化來達(dá)到密度補(bǔ)償目的。飽和蒸汽的密度變化與其壓力或溫度成正比關(guān)系，因而單獨通過測壓力或測溫度都可以對飽和蒸汽進(jìn)行密度補(bǔ)償。過熱蒸汽的密度與其壓力、溫度成函數(shù)關(guān)系，而不是正比關(guān)系。過熱蒸汽的密度補(bǔ)償必須同時測其壓力和溫度。現(xiàn)代蒸汽流量計都具有白動密度補(bǔ)償。

1.3蒸汽流量計量中的高溫高壓問題

高溫高壓是蒸汽計量又一顯著特點，它造成大多數(shù)流量計量儀表難以適應(yīng)，因而可供蒸汽計量的儀表種類不多。例如大型熱電廠輸送的過熱蒸汽，有的高達(dá)500℃以上，壓力高達(dá)10MPa以上。使用蒸汽計量儀表首先要考慮耐高溫、高壓，而且要求有良好的穩(wěn)定性、可靠性、密封性。一般都請廠家專門設(shè)計制造，并留有相當(dāng)?shù)挠嗟兀源_保安全可靠運行。

2影響蒸汽流量計量的主要問題

當(dāng)前，在國內(nèi)關(guān)于蒸汽測量方面存在不少誤區(qū)，很多用戶往往認(rèn)為購買了高品質(zhì)的流量計就可以得到準(zhǔn)確的計量結(jié)果。蒸汽的計量不同于其它流體如水、空氣等介質(zhì)，在實際測量中影響其精確測量的因素較多，經(jīng)常會出現(xiàn)流量計本身檢定合格，而實際卻感覺計量“不準(zhǔn)”的現(xiàn)象。影響蒸汽流量準(zhǔn)確計量的因素主要有以下六個方面。

(1)量程比不足。量程比是指一個流量計能確保給定的精度和再現(xiàn)性的范圍內(nèi)，所能測量的最大流量和最小流量之比。但涉及量程比時我們必須小心，因為量程比是基于實際的流速，蒸汽系統(tǒng)一般的最大允許速度為35m/s，更高的流動速度會引起系統(tǒng)的沖蝕和噪音。而不同的流量計允許的最低流速是不同的，一般渦街流量計所能測量的最低蒸汽流速為2.8m/s，對于量程比不足的情況，應(yīng)采用大量程比的流量計（GilfloILVA流量計的最低允許流速為0.6m/s，最大量程比可達(dá)100：1）或選擇多個流量計并聯(lián)。

(2)上下游直管段不足。對于傳統(tǒng)的渦街或孔板流量計，其前后安裝直管段要求分別約為20D和5D。如果上下游直管段不足，則會導(dǎo)致流體未充分發(fā)展，存在旋渦和流速分布剖面畸變。流速剖面畸變通常由管道局部阻礙（如閥門）或彎管所造成，而旋渦普遍是由兩個或兩個以上空間（立體）彎管所引起的。上下游直管段不足可以通過安裝流動調(diào)整器來調(diào)整，最簡單有效的辦法是采用對上下游直管段要求較低的流量計。

(3)蒸汽的密度補(bǔ)償不正確。為了正確計量蒸汽的質(zhì)量流量，必須考慮蒸汽壓力和溫度的變化，即蒸汽密度補(bǔ)償。不同類型的流量計受密度變化影響的方式不同。渦街流量計的信號輸出只和流速有關(guān)，而和介質(zhì)的密度、壓力和溫度無關(guān)，差壓式流量計其質(zhì)量流量與流量計的幾何外型、差壓平方根和密度平方根有關(guān)。①補(bǔ)償精確度的差異。測溫對補(bǔ)償精確度影響較大。如采用相同精度等級的溫度和壓力感應(yīng)器，測溫誤差引起的密度差異要大于測壓誤差。②壓力測量影響因素。在蒸汽壓力的測量中，由于引壓管內(nèi)冷凝水的重力作用會使壓力變送器測量到的壓力同蒸汽壓力之間出現(xiàn)一定的差值。測壓誤差如果不予以校正，則會影響蒸汽密度的計算，引起流量計量的誤差。對于上述現(xiàn)象，可在二次表（流量計算機(jī)內(nèi)）進(jìn)行零點遷移，既簡單又準(zhǔn)確。③溫度測量影響因素。從流量計現(xiàn)場使用的情況來看，溫度測量誤差除了測溫元件的固有誤差之外，還同安裝的不規(guī)范有關(guān)。

(4)蒸汽干度的影響。目前，用于測量蒸汽流量的流量計大部分為體積流量計，首先測得體積流量，然后通過蒸汽的密度計算質(zhì)量流量，也就是假定蒸汽為完全干燥。但是，蒸汽并非完全干燥，如果不考慮蒸汽干度的影響，得出的數(shù)據(jù)會低于實際的流量。因此流量計的二次儀表（流量計算機(jī)）應(yīng)該具有設(shè)置飽和蒸汽干度的功能。但在實際工況確定蒸汽的干度也很困難。如果能夠改進(jìn)蒸汽流量計入口處的蒸汽品質(zhì)，則能改進(jìn)蒸汽流量計的測量精度。

(5)管道振動。渦街流量計等對機(jī)械振動比較敏感，計量結(jié)果易受干擾，應(yīng)對流量計前后管道作可靠的支撐設(shè)計。如管道振動不可避免，應(yīng)采用抗干擾能力強(qiáng)的差壓式流量計，如斯派莎克ILVA流量計。

(6)差壓傳送誤差（差壓式流量計）。一是零點漂移。差壓變送器安裝到現(xiàn)場投入時，往往發(fā)現(xiàn)零位輸出出廠校驗時的零位輸出不一致。這種零位輸出偏離稱為靜壓誤差。其調(diào)整方法是向正負(fù)壓室通入相同的靜壓，將三閥組的高低壓閥中一個打開，另一個關(guān)閉，將平衡閥打開，如果懷疑正負(fù)壓室內(nèi)尚未充滿被測介質(zhì)，則可通過正負(fù)壓室上的泄流閥排盡積氣（或積液），然后再檢查變送器的輸出。二是引壓管布置不合理。引壓管線應(yīng)保證合理的坡度使管內(nèi)可能出現(xiàn)的氣泡較快地升到母管內(nèi)，管內(nèi)出現(xiàn)的雜質(zhì)等較快地下沉到排污閥。引壓管線應(yīng)定期檢查維護(hù)，確保無泄漏無堵塞。引壓管的內(nèi)徑與被測流體的性質(zhì)和引壓管總長度有關(guān)，對于蒸汽系統(tǒng)，引壓管的內(nèi)徑一般在10mm左右。為了避免正負(fù)壓引壓管內(nèi)介質(zhì)溫度不一致，導(dǎo)致密度出現(xiàn)差異，引起傳送失真，正負(fù)引壓管應(yīng)盡量靠近布置。當(dāng)用于室外或嚴(yán)寒地區(qū)時，引壓管中的液體可能會結(jié)冰，因此需要伴熱保溫，但應(yīng)避免將伴熱管直接繞在引壓管上，導(dǎo)致介質(zhì)部分汽化，出現(xiàn)虛假誤差。

3提高蒸汽流量計量準(zhǔn)確性的對策建議

3.1重視蒸汽流量計量儀表的正確選型

選擇蒸汽流量計量儀表，應(yīng)重點考慮兩個因素。一是量程問題。蒸汽流量計量儀表計量不正常，主要是由于選型時量程不正確造成的。用汽旺季用汽量相當(dāng)大，而用汽淡季用汽量又很小，用汽量相差過于懸殊，一般蒸汽計量儀表的流量范圍就難以適應(yīng)。必須明確流量測量范圍，在此基礎(chǔ)上選擇符合相關(guān)運行參數(shù)的蒸汽計量儀表，使其能充分發(fā)揮作用。二是管道直徑問題。在設(shè)計節(jié)流裝置時，基本上都采用工藝提供的公稱名義管徑值，其實公稱名義管徑值與實際管徑值還是有誤差的，特別是卷管，公稱名義管徑值與實際值有時差值還較大，造成計量誤差增大，測量的準(zhǔn)確度就難以達(dá)到設(shè)計要求。國標(biāo)規(guī)定：用來計算節(jié)流件直徑比的管道直徑D值應(yīng)為上游取壓口的上游0.5D長度范圍內(nèi)的內(nèi)徑平均值。該內(nèi)徑平均值應(yīng)是至少在垂直軸線的二個橫截面內(nèi)所測得內(nèi)徑的平均值，內(nèi)徑的數(shù)值(用于設(shè)計的管道內(nèi)徑)應(yīng)達(dá)到±0.3%。設(shè)計前最好實測管徑，以減少計算誤差。

3.2正確安裝蒸汽流量計量儀表

任何蒸汽計量儀表都必須安裝正確，否則就不可能正常的工作。例如在鍋爐出汽口附近安裝蒸汽計量儀表，在截止閥或管道彎頭附近及管道的最低處安裝蒸汽計量儀表都屬于不正確的安裝。正確安裝蒸汽流量計量儀表，要做到五點。①在所安裝儀表前后必須留有足夠長的直管段。②蒸汽計量儀表不能安裝在整套管路最低處。③必須高度重視冷凝器的安裝。兩個冷凝器亦須處于同一水平上，兩個冷凝器的作用是使導(dǎo)壓管中被測蒸汽冷凝并使正、負(fù)導(dǎo)壓管中冷凝液面有相等高度及保持長期穩(wěn)定；為不使冷凝液面波動對測量產(chǎn)生誤差，冷凝器的有效容積應(yīng)大于所使用的差壓變送器工作空間的最大容積變化的3倍，在水平方向的橫截面積不得小于差壓變送器的工作面積，系統(tǒng)確保密封良好，嚴(yán)禁泄漏；要充分考慮維護(hù)、拆換、吹掃便利。④導(dǎo)壓管長度最好在16m內(nèi)，內(nèi)徑最好選用Φ10-16mm以防堵塞為好。導(dǎo)壓管全程保溫并確保正、負(fù)管處于同等溫度以免密度變化引起誤差。⑤裝測溫元件地方最好在節(jié)流件下游側(cè)10D以外處，在管道或正壓管上取壓時，如壓力變送器裝在節(jié)流裝置下方，必須對壓力變送器的管路液柱值進(jìn)行修正，以提高計量準(zhǔn)確度。

3.3嚴(yán)格規(guī)范蒸汽流量計的操作

(1)儀表投運。蒸汽流量計投運操作時，首先關(guān)閉差壓變送器的正、負(fù)閥，稍開一次閥，檢查各閥門、導(dǎo)壓管等有無泄露，如無泄露將一次閥全開。打開排污閥排污并讓蒸汽排出后關(guān)閉排污閥，等一段時間讓冷凝器及導(dǎo)壓管內(nèi)充滿冷凝水后才能開始正常投運。步驟如下：①開啟平衡閥；②緩慢開啟負(fù)壓閥門；③隨即開啟正壓閥門；④稍停片刻后同時關(guān)閉正、負(fù)閥門；差壓變送器調(diào)整靜壓誤差在第④步后進(jìn)行，同時必須待冷凝器內(nèi)液面一致平衡時才可進(jìn)行，否則將帶來液柱靜壓誤差；⑤再開啟正、負(fù)閥門；⑥關(guān)閉平衡閥，儀表啟動。注意在向差壓變送器的正、負(fù)容室充灌液體時，應(yīng)先旋開容器上的排氣螺釘，使氣體排出后再進(jìn)行充灌。

(2)儀表的運行。在長期運行后，無論管道還是節(jié)流裝置都會發(fā)生變化，如結(jié)垢、磨損、腐蝕等。節(jié)流件是依靠結(jié)構(gòu)形狀及尺寸保持信號的準(zhǔn)確度，任何幾何形狀尺寸的變化都會給測量帶來誤差。而測量誤差的變化并不能從信號中覺察到，因此對節(jié)流件定期檢查是必須的。由于企業(yè)的連續(xù)生產(chǎn)性質(zhì)，一般是與檢修同步進(jìn)行。如果幾何尺寸變化不大仍可繼續(xù)使用，但應(yīng)根據(jù)實測數(shù)據(jù)對設(shè)計數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，以保證測量的準(zhǔn)確。

篇（2）

一、會計信息質(zhì)量特征：相關(guān)性與可靠性

(一)相關(guān)性與可靠性的涵義關(guān)于會計信息的相關(guān)性，國際會計準(zhǔn)則委員會(IASC)認(rèn)為，當(dāng)信息能夠通過幫助使用者評價過去、現(xiàn)在和未來事項或確認(rèn)、更改他們過去的評價，從而影響到使用者的經(jīng)濟(jì)決策時，信息就具有相關(guān)性。而美國財務(wù)會計準(zhǔn)則委員會(FASB)的概念公告對相關(guān)性所下的定義為信息導(dǎo)致差別的能力，并把預(yù)測價值、反饋價值與及時性并列為相關(guān)性的標(biāo)志。相關(guān)有一般相關(guān)與特殊相關(guān)之分。一般相關(guān)是指滿足現(xiàn)有的和潛在的投資者、雇員、貸款人、供應(yīng)商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相關(guān)是指會計信息與某類信息使用者的特定決策相關(guān)。相關(guān)性也是相對的，在相關(guān)與不相關(guān)之間還存在著低度相關(guān)、高度相關(guān)等程度不同的相關(guān)。值得注意的是相關(guān)性是指會計信息在內(nèi)容上與決策相關(guān)，不涉及信息的可靠與否。也即不具備可靠性的信息并不妨礙其相關(guān)性。如會計信息使用者需對某企業(yè)上年的盈利能力做出決策，那么該企業(yè)上年度的凈利潤就是與之相關(guān)的會計信息。雖然此數(shù)值可能是該企業(yè)利用虛假業(yè)務(wù)編造出來的，但這不影響凈利潤數(shù)值與特定決策的相關(guān)性。只能說明該凈利潤數(shù)值這一相關(guān)信息由于不具備可靠性而喪失了有用性。關(guān)于會計信息的可靠性，至今沒有一個權(quán)威的定義。IASC認(rèn)為資料當(dāng)其沒有重要差錯或偏向并能如實反映其所擬反映或理當(dāng)反映的情況，而能供使用者作依據(jù)時，資料就具備了可靠性。而FASB把反映真實性、可核實性和中立性并列為可靠性的標(biāo)志。其中反映真實性是可靠性的靈魂，而可靠性和中立性則是驗證可靠性應(yīng)具備的條件。由此可見，可靠性是指會計信息能夠再現(xiàn)重大的財務(wù)關(guān)系。可靠性不同于真實性，真實性是完全的再現(xiàn)，而可靠性允許有誤差的幅度，是相對的，是否可靠還取決于會計信息允許包括誤差的程度，允許誤差的程度則決定于這種誤差不致于降低信息的有用價值。不影響決策的正確性。雖然估計和假設(shè)是會計所固有的，但并不會損害可靠性。國際會計準(zhǔn)則委員會在《編制財務(wù)報表的框架》中提到，成本或價值在許多情況下都需要估計，合理的估計是會計報表編制工作的一部分，這并不會損害其可靠性。

(二)可靠性與相關(guān)性關(guān)系的合理判定由以上分析可見，可靠性與相關(guān)性是會計信息的兩個獨立的質(zhì)量特征，在內(nèi)涵上互不影響：信息是否相關(guān)不需要可靠來支持。信息是否可靠也與相關(guān)性毫不相干。但要達(dá)到會計信息有用性這一目標(biāo)，會計信息必須同時具備相關(guān)性和可靠性，兩者缺一不可，否則會計信息就喪失了有用性。亦即相關(guān)又可靠的會計信息一定是有用的，而有用的信息肯定同時具備一定的相關(guān)性與可靠性。首先作為相對概念，在量的規(guī)定性上，相關(guān)性與可靠性并非總是在同一方向上影響信息的有用性，但又必須盡可能地統(tǒng)一于信息有用的目標(biāo)之下。提高一定程度的相關(guān)性，在特殊情況下可以犧牲一定的可靠性，同樣，為了達(dá)到更高的可靠性，也可犧牲一定的相關(guān)性，只要能滿足對決策有用的目標(biāo)即可，兩者的度可根據(jù)具體情況靈活把握。如預(yù)測性信息具有極高的預(yù)測價值，即相關(guān)程度很高，但由于其反映的是未發(fā)生的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)，可靠性必然較差，只要編制該信息所依據(jù)的基本假設(shè)、所選用的會計政策及預(yù)測的編制基礎(chǔ)是合理的，就可達(dá)到信息使用者決策有用的目標(biāo)，而不必強(qiáng)求該預(yù)測信息一定可以實現(xiàn)；而歷史成本信息，由于其具有可核實性這一其他計量屬性無可比擬的優(yōu)點，可靠性較高，但由于其反應(yīng)的是過去的交易和事項，與面向未來的決策相關(guān)性就差一些，但權(quán)衡利弊仍能滿足信息使用者的需要。這是在各界對歷史成本提出強(qiáng)烈批評的情況下，這一計量屬性仍未退出歷史舞臺的原因。其次，在考慮會計信息的決策有用性時，相關(guān)性與可靠性之間并不必然存在此消彼長，互相矛盾的關(guān)系，兩者必需兼顧。當(dāng)一方提高時，在保證信息有用的前提下，允許另一方有所下降，但并不意味著一方的提高必然導(dǎo)致另一方的下降。應(yīng)該遵循效益大于成本原則，追求會計信息的可靠性與相關(guān)性的共同提高，以便更大程度地滿足信息使用者的需要，這也是會計自產(chǎn)生以來的發(fā)展方向。如果一項會計創(chuàng)新，在導(dǎo)致所提供會計信息的可靠性與相關(guān)性比已有信息都有所下降的情況下，仍能在新的方面滿足信息使用者的需要，也是可行的。為了達(dá)到會計信息有用性這一目標(biāo)，在不同的情況下，兩者各自的程度會在一定范圍內(nèi)有所波動，但由于不存在此消彼長的關(guān)系，其間也就不存在誰更重要一些的問題，即不存在一定要犧牲一定程度的可靠性去換取更大的相關(guān)性，或一定要在保證相關(guān)的前提下，盡可能提高可靠性的問題，這都是實際工作中相關(guān)與可靠之間權(quán)衡的特殊情況，不具有一般性。

二、公允價值的內(nèi)涵及其計量

(一)公允價值的定義IASC將其定義為：在一項公平交易中，熟悉情況、自愿的雙方交換一項資產(chǎn)或清償一項債務(wù)所使用的金額。FASB的定義是：公允價值，指在當(dāng)前交易中，自愿的雙方買入(承擔(dān))或賣出(清償)-項資產(chǎn)(負(fù)債)所使用的金額。我國會計準(zhǔn)則的定義是：在公允價值計量下，資產(chǎn)和負(fù)債按照在公平交易中，熟悉情況的交易雙方自愿進(jìn)行資產(chǎn)交換或者債務(wù)清償?shù)慕痤~計量。由此可見，公允價值的認(rèn)定依據(jù)是市場上對資產(chǎn)或負(fù)債公平、自愿的交易金額，從本質(zhì)上講，公允價值是一種基于市場信息的評價。

(二)公允價值的內(nèi)涵及外延公允價值是很廣的概念范疇，并不僅是與其他計量屬性相并列的概念，可以說是其他屬性存在的基礎(chǔ)，即需要反映交易和事項內(nèi)含的公允的價格，并同時兼具可靠性、相關(guān)性的信息質(zhì)量特征。公允價值概念是會計環(huán)境變化的產(chǎn)物，絕不僅是現(xiàn)有會計計量屬性的簡單統(tǒng)一。一般認(rèn)為，公允價值是與歷史成本相對立的復(fù)合計量屬性，這包括兩層含義：公允價值不包括歷史成本；公允價值可包括現(xiàn)行成本、現(xiàn)行市價、未來現(xiàn)金流量現(xiàn)值等，其與現(xiàn)行價值概念十分接近。但公允價值和歷史成本并不是對立的，因為歷史成本和公允價值在邏輯上是一致的。歷史成本(收入)作為已經(jīng)發(fā)生的交換價格，是過去某個時點的公允價值。而現(xiàn)行成本、可變現(xiàn)價值、現(xiàn)行市價，以及短期的可變現(xiàn)凈值和以公允價值為計量目的的未來現(xiàn)金流量的現(xiàn)值，在沒有實際交換價格的情況下，通過模擬實際交換價格來實現(xiàn)公允價值的方式，也可以看做是公允價值的表現(xiàn)形式。因此，公允價值概念與上述各計量屬性之間的關(guān)系并不是必然的，是有一定條件的，只有符合公允價值定義、具有相關(guān)性和可靠性質(zhì)量特征的上述計量屬性才是公允價值。

三、基于相關(guān)性和可靠性的公允價值信息質(zhì)量

(一)公允價值的相關(guān)性公允價值反映的是在特定的時點和經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，市場對資產(chǎn)或負(fù)債的定價，而公允價值的變化，也反映了市場對資產(chǎn)或負(fù)債所認(rèn)可的價值變化。在完善的市場中，市場定價反映的是所有市場參與者對資產(chǎn)或負(fù)債價值的期望值，是統(tǒng)計上具有無偏性的指標(biāo)，這個指標(biāo)中包含了所有影響該資產(chǎn)或負(fù)債價值的信息。在知識經(jīng)濟(jì)時代，大量新業(yè)務(wù)不斷涌現(xiàn)，企業(yè)的某些無形資產(chǎn)。如商譽(yù)、知識產(chǎn)權(quán)、人力資源、衍生金融工具等在現(xiàn)有的計量模式下遇到了難題，這些都影響了會計信息的相關(guān)性和有用性。而采用公允價值則能夠?qū)@些資產(chǎn)進(jìn)行確認(rèn)和計量，以滿足投資者對這些與決策相關(guān)信息的需要。相比較而言，歷史成本反映的是在資產(chǎn)獲得時或者負(fù)債形成時市場對其價值的評價，而市場只有在資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓或負(fù)債償還時才反映其價格的變化，即被確認(rèn)為利得或損失。這種會計處理方法與瞬息萬變的金融市場是不相符的，更何況轉(zhuǎn)讓或償還并不是導(dǎo)致?lián)p失或利得發(fā)生的原因。

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中圖分類號G304 文獻(xiàn)標(biāo)識碼A 文章編號 1674-6708（2013）90-0001-02

0引言

國際科學(xué)史權(quán)威刊物ISIS是由科學(xué)家薩頓1912年在比利時創(chuàng)刊。1913年三月出版第一卷至今，已出版103卷。薩頓作為《ISIS》第一任主編，對《ISIS》具有巨大的貢獻(xiàn)。薩頓在《ISIS》的首卷第一期《ISIS之目的》一文中明確指出：“《ISIS》是哲學(xué)與科學(xué)的哲學(xué)雜志；是歷史與科學(xué)的歷史雜志；是社會學(xué)與科學(xué)的社會學(xué)雜志。”[1]

很顯然，ISIS是集人文科學(xué)、社會科學(xué)和自然科學(xué)于一身，熔科學(xué)史認(rèn)識論、方法論和價值論于一爐，是一份綜合性很強(qiáng)、內(nèi)容豐富、水平很高的國際科學(xué)史權(quán)威刊物，被譽(yù)為百科全書式的雜志[2]。本文主要選取ISIS（1913-2012）的研究論文作為研究對象進(jìn)行計量研究。

1 ISIS研究論文的內(nèi)容計量分析

根據(jù)ISIS的目錄，本文主要選取研究論文按學(xué)科和斷代進(jìn)行計量統(tǒng)計。按學(xué)科可分為數(shù)學(xué)科學(xué)、物理學(xué)、生物學(xué)、地球科學(xué)、醫(yī)學(xué)、技術(shù)、其他；本文以十年為時間單位并將分類的研究論文數(shù)占總研究論文數(shù)的20%作為劃分熱點的標(biāo)準(zhǔn)對ISIS研究論文進(jìn)行計量統(tǒng)計，詳見表1。

按斷代分為古希臘時期、中世紀(jì)時期、16世紀(jì)～21世紀(jì)和其他。詳見表2。

從表一數(shù)據(jù)中我們可以清楚地看出，ISIS（1913-2012）研究論文的領(lǐng)域統(tǒng)計分類所占比例分別為數(shù)學(xué)8%，物理科學(xué)28%，生物科學(xué)9%，地理科學(xué)4%，醫(yī)學(xué)7%，技術(shù)4%，其他40%，總計1794篇。

很顯然，在1913-2012年這100年中物理科學(xué)的比重平均超過20%，一直是科學(xué)史研究的熱點，這與物理科學(xué)是自然科學(xué)的研究熱點關(guān)系密切相關(guān)。數(shù)學(xué)在1913-1922十年中，比重超過20%，可以稱為是階段研究熱點。其他類所占比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過20%，這是由于其中包括科學(xué)社會學(xué)和人類學(xué)視角受到更多的關(guān)注。

從表2ISIS研究論文的內(nèi)容斷代中得出古希臘和中世紀(jì)的比例呈下降趨勢，而19和20世紀(jì)呈逐漸遞增趨勢，這說明這兩個時間是研究熱點。其他類仍占有最多比重，這是由于20世紀(jì)以來科學(xué)社會和人類學(xué)普遍受到關(guān)注。

從圖表的數(shù)據(jù)顯示上看，現(xiàn)代科學(xué)史研究趨勢已超越古代科學(xué)史。從而反映出科學(xué)史的發(fā)展趨勢已從近代科學(xué)的源頭希臘科學(xué)向“現(xiàn)代性”型的科學(xué)通史轉(zhuǎn)化。不同的科學(xué)觀導(dǎo)致科學(xué)史的關(guān)注度不同，從而導(dǎo)致科學(xué)史的發(fā)展趨勢出現(xiàn)變化。20世紀(jì)以來80年代以來，科學(xué)史的發(fā)展趨勢已從科學(xué)思想史向科學(xué)社會史發(fā)生轉(zhuǎn)變，科學(xué)社會史成為科學(xué)史的新的研究熱點，備受關(guān)注。科學(xué)史的發(fā)展跡象也從實證角度向科學(xué)事實發(fā)生著更深層次的變化。

2結(jié)論

從上面對研究論文的計量研究判斷出這一時間科學(xué)史的研究熱點。依據(jù)圖一，就ISIS而言物理科學(xué)都是這一時間段的研究熱點，這說明物理科學(xué)就是科學(xué)史研究的熱點。生物科學(xué)和醫(yī)學(xué)都在呈上升趨勢，這說明他們有望成為科學(xué)史的新的研究熱點。依據(jù)圖二，我們得出19世紀(jì)，20世紀(jì)的研究占一半以上，這說明科學(xué)史的研究已接近現(xiàn)代研究，而不是以古代和中世紀(jì)為主。

通過分析100年來科學(xué)史權(quán)威刊物ISIS在研究論文方面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，大體反映了百年來世界科學(xué)史研究發(fā)展的基本趨勢。從科學(xué)史內(nèi)在邏輯看，表現(xiàn)為從物理科學(xué)研究一枝獨秀到多門學(xué)科并舉；從科學(xué)史發(fā)展的社會與境看，交叉學(xué)科關(guān)注度的增加，反映了科學(xué)社會化程度的提高，對科學(xué)史的綜合研究已經(jīng)成了當(dāng)代科學(xué)史的一門顯學(xué)。正如袁江洋研究員所說，科學(xué)史正面臨著一場新的綜合。

參考文獻(xiàn)

[1]G.Sarton.Historie de la Science.ISIS，1913，1：4-5.

[2]G.Sarton.Le but d’ISIS.ISIS，1913，1：1.

篇（4）

〔摘 要〕本文選取中國學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)絡(luò)出版總庫作為數(shù)據(jù)來源，對我國市場營銷領(lǐng)域2000-2011年的文獻(xiàn)從年代分布、期刊分布、作者分布、關(guān)鍵詞分析、機(jī)構(gòu)分布5個方面進(jìn)行計量研究，得出一系列的相關(guān)結(jié)論。

〔關(guān)鍵詞〕市場營銷；文獻(xiàn)計量；布拉德福定律；洛特卡定律；研究熱點

市場營銷學(xué)（Marketing），又稱市場學(xué)、銷售學(xué)、行銷學(xué)、市場管理等，是發(fā)源于西方發(fā)達(dá)國家的一門“很接近實務(wù)”的經(jīng)濟(jì)管理學(xué)科。它是在不斷認(rèn)識社會化大生產(chǎn)和商品經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中具有普遍意義的現(xiàn)象、關(guān)系、規(guī)律和不斷解決企業(yè)營銷活動中的矛盾的過程中發(fā)展壯大起來的，是對近百年來西方工商企業(yè)市場營銷實踐經(jīng)驗的概括和總結(jié)。自20世紀(jì)70年代末期始，越來越多的人加入到這門學(xué)科的研究行列中，許多企業(yè)在運用市場營銷理論指導(dǎo)實踐時收效顯著，客觀上推薦了我國企業(yè)市場營銷學(xué)的研究進(jìn)程。中國大陸地區(qū)市場營銷學(xué)的普及速度之快、范圍之廣令世人瞠目[1]。在這樣的背景下，我國涌現(xiàn)了大批關(guān)于市場營銷的文獻(xiàn)，筆者通過對我國市場營銷領(lǐng)域近十二年的文獻(xiàn)計量分析，希望能夠給此領(lǐng)域的研究工作者以后的研究方向提供一些參考。

1 數(shù)據(jù)收集及預(yù)處理本文選取中國學(xué)術(shù)期刊網(wǎng)絡(luò)出版總庫作為數(shù)據(jù)來源，該數(shù)據(jù)庫收錄國內(nèi)學(xué)術(shù)期刊7900多種，核心期刊的收錄率96%，文獻(xiàn)覆蓋率較高。檢索時間為2012年10月1日，檢索項為“關(guān)鍵詞”，檢索詞選取“市場營銷”，檢索年代為2000-2011年，并將文獻(xiàn)來源限定為“核心期刊”，匹配設(shè)定為“精確”。即檢索條件：關(guān)鍵詞=市場營銷核心期刊年=2000-2011。檢出符合條件的文獻(xiàn)共計3634篇。為使研究結(jié)果更為精確一些，筆者對得到的原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了初步處理，筆者剔除了征稿通知、在線訂閱通知、關(guān)于市場營銷的政策規(guī)定及意見、會議通知、揭牌工程、專業(yè)介紹、學(xué)校院系介紹、領(lǐng)導(dǎo)講話記錄、一些啟事等與研究無太大關(guān)系的文章，共計219篇，所以最終參與分析研究的文獻(xiàn)有3415篇。其中有作者文獻(xiàn)3335篇，無作者文獻(xiàn)80篇。筆者將文獻(xiàn)來源設(shè)定為“核心期刊”，是鑒于核心期刊上發(fā)表的相關(guān)領(lǐng)域的論文往往具有較高的價值，而且發(fā)表在核心期刊上論文也大都科研水平比較高，緊跟相應(yīng)學(xué)科的研究步伐和研究熱點。所以對發(fā)表在核心期刊上某領(lǐng)域的論文進(jìn)行文獻(xiàn)計量研究，能夠在很大程度上反映該學(xué)科的研究現(xiàn)狀和近年研究熱點。

篇（5）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

縱觀世界經(jīng)濟(jì)的發(fā)展歷史，經(jīng)濟(jì)的空間集聚是一種普遍存在的現(xiàn)象，正如克魯格曼所言：“經(jīng)濟(jì)活動最突出的地理特征是什么?一個簡短的回答肯定是集中”。與經(jīng)濟(jì)的空間集聚相伴而生的是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的非均衡化以及地區(qū)差距的擴(kuò)大。作為中國經(jīng)濟(jì)增長最快、最具活力的省區(qū)之一，江蘇省內(nèi)部表現(xiàn)出很強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)集聚趨勢，同時一直受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡問題的困擾，地區(qū)間差距在最近20年迅速擴(kuò)大。集聚是否是導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異的重要因素?本文擬對這一問題進(jìn)行實證研究。

長久以來，經(jīng)濟(jì)增長與經(jīng)濟(jì)集聚的研究幾乎互不相關(guān)。然而，現(xiàn)實表明，經(jīng)濟(jì)活動的空間聚集與經(jīng)濟(jì)增長是很難被分割的兩個過程。20世紀(jì)90年代后期，一些新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)領(lǐng)域內(nèi)的學(xué)者開始嘗試整合新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)與新增長理論，在統(tǒng)一的理論框架下探討集聚與增長之間的相互作用，其中開創(chuàng)性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過強(qiáng)調(diào)技術(shù)外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經(jīng)濟(jì)集聚和經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系提供了一個非常清晰和簡明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎(chǔ)上通過改進(jìn)研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)和熟練工人的動態(tài)遷移過程，給出了一個數(shù)學(xué)分析更加容易、分析結(jié)果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內(nèi)生增長的框架下，分析了經(jīng)濟(jì)一體化過程對區(qū)域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對于整體的經(jīng)濟(jì)增長是有利的，地理位置會影響到經(jīng)濟(jì)增長。

伴隨著理論研究的深入，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始針對經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開實證研究。許多研究驗證了集聚的增長促進(jìn)效應(yīng)。如Ciccone(2002)使用5個歐洲國家NUTS第3級地區(qū)的數(shù)據(jù)分析了就業(yè)密度對于平均勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)活動的集聚的確對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長具有正面效應(yīng)。Henderson(2003)使用70個國家1960-1990年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城市首位度(一國最大城市份額)在低收入國家有利于經(jīng)濟(jì)增長。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區(qū)1980-2000年的數(shù)據(jù)，探討了區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動空間集中對增長績效的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)活動的內(nèi)部空間分布越不平衡的地區(qū)增長越快。但也有部分研究得出了與理論預(yù)測相反的結(jié)論，如Sbergami(2002)使用6個歐盟成員國1984～1995年的跨國面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟(jì)增長率和經(jīng)濟(jì)集聚相互關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)。高技術(shù)行業(yè)、中等技術(shù)和低技術(shù)行業(yè)的集聚對于經(jīng)濟(jì)增長率的影響都是負(fù)面的。㈣更為復(fù)雜的是，空間集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響可能是非線性的，在發(fā)展的早期階段，集聚促進(jìn)增長；但當(dāng)達(dá)到某個收入水平后，集聚對經(jīng)濟(jì)增長就沒有作用，甚至有害于經(jīng)濟(jì)增長。這一假說得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗證，他們利用跨部門OLS和動態(tài)面板GMM估計方法研究了一國經(jīng)濟(jì)活動的空間集聚對國家層面增長的影響，發(fā)現(xiàn)只在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的某一水平集聚才能推動GDP增長，關(guān)鍵水平約為人均10000美元。

針對中國的經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長問題，范劍勇(2004)認(rèn)為，中國現(xiàn)階段仍處于“產(chǎn)業(yè)高集聚、地區(qū)低專業(yè)化”的狀況，國內(nèi)市場一體化水平總體上仍較低，且滯后于對外的一體化水平，這一現(xiàn)狀使得制造業(yè)集中于東部沿海地區(qū)，無法向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而推動地區(qū)差距不斷擴(kuò)大。㈣張艷、劉亮(2007)運用工具變量法，基于中國城市的面板數(shù)據(jù)實證檢驗了經(jīng)濟(jì)集聚對于城市人均實際GDP的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)集聚具有內(nèi)生性，它對于城市經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構(gòu)造了產(chǎn)業(yè)間集聚指數(shù)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚指數(shù)，并以此作為解釋變量實證檢驗了中國產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系。他們的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚和產(chǎn)業(yè)間集聚都對中國經(jīng)濟(jì)增長存在顯著影響。吳利學(xué)、傅曉霞(2008)以規(guī)模報酬遞增為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個包含集聚經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)，分析了城市化和市場化對中國各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響，他們的實證研究發(fā)現(xiàn)，中國各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著，且集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對我國分省面板數(shù)據(jù)的實證分析表明，提升一個地區(qū)吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區(qū)的集聚經(jīng)濟(jì)環(huán)境，因此，積累集聚經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢是吸引外資、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的途徑之一。

在這些實證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區(qū)差異的影響并以地區(qū)虛擬變量來衡量，但從本質(zhì)上看，區(qū)域總是被當(dāng)成一個獨立的個體進(jìn)行分析，區(qū)域間潛在的相互影響往往被忽略。事實上，任何一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)都不可能獨立存在，它總是與其他經(jīng)濟(jì)體存在著千絲萬縷的聯(lián)系。但在多數(shù)研究中，這一觀點都還沒有被正式引入模型進(jìn)行實證分析。

空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)是在橫截面或面板數(shù)據(jù)中研究經(jīng)濟(jì)單位的空間相互作用，近年來越來越受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。一些學(xué)者開始運用空間計量方法，明確將地理空間因素考慮到經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級橫截面數(shù)據(jù)，從空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角研究了中國經(jīng)濟(jì)增長問題，并指出中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的來源主要是非農(nóng)業(yè)勞動力增長率、制造業(yè)產(chǎn)出、資本積累和實際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計量經(jīng)濟(jì)方法，研究我國28個省(市、區(qū))1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)體制改革的深入，地區(qū)間的空間相關(guān)性對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用越來越大，我國地區(qū)間經(jīng)濟(jì)存在收斂性，但是它的估計值表現(xiàn)出增大的趨勢。”吳玉鳴(2007)運用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，對2000年中國2030個縣域的增長集聚與差異進(jìn)行了空間計量分析，結(jié)果表明，中國縣域經(jīng)濟(jì)增長不僅與人力資本、城市化、工業(yè)化、信息化等因素密切相關(guān)，而且與相鄰縣域的經(jīng)濟(jì)增長之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計量分析方法對技術(shù)傳播的空間模式進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)和經(jīng)濟(jì)活動都存在局部集聚，技術(shù)集聚度高于經(jīng)濟(jì)集聚，且兩者的集聚度隨時間增強(qiáng)，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術(shù)溢出效應(yīng)是導(dǎo)致局部集聚和東西部發(fā)展不均衡問題的原因之一。

針對江蘇經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出來的空間集聚現(xiàn)象與地區(qū)差距問題，本文擬采用空間計量經(jīng)濟(jì)模型，對江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗。

二、江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)活動的空間相關(guān)性

首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應(yīng)縣域的人均GDP的大小。由圖1可見，江蘇省縣域?qū)哟蔚慕?jīng)濟(jì)活動在地理分布上是極不均衡的，呈現(xiàn)出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)水平基本相近，具有明顯的集聚特征。

接著，通過計算縣域人均GDP的MoransI指數(shù)對其空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗。Moran''''sI是最常用的檢驗空間自相關(guān)性的統(tǒng)計指標(biāo)。利用GeoDa0.9.5軟件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)的分布的確存在明顯的空間相關(guān)性。

進(jìn)一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關(guān)聚類圖(圖2)，圖中HigllHigh部分表示人均GDP高的地區(qū)被人均GDP高的地區(qū)所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區(qū)被人均GDP低的地區(qū)所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)之間存在著正的空間自相關(guān)性，形成了某種空間“俱樂部”現(xiàn)象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區(qū))集中分布在蘇南地區(qū)，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區(qū))則分布在蘇北地區(qū)，地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)增長差異顯著。

由此可見，我們觀測到的截面區(qū)域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經(jīng)濟(jì)實體，誤差項獨立的假設(shè)在統(tǒng)計上被拒絕了，也就是說，OLS估計的結(jié)果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來估計經(jīng)濟(jì)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文關(guān)心的問題是經(jīng)濟(jì)集聚是否會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因此，在進(jìn)行實證檢驗時，需要對經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)集聚分別進(jìn)行度量。本文選取人均GDP的自然對數(shù)來衡量縣域經(jīng)濟(jì)的增長。由于各地區(qū)在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測度指標(biāo)來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，具有一定的客觀性。關(guān)于經(jīng)濟(jì)集聚，本文選取第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵、第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和城市化三個指標(biāo)來衡量經(jīng)濟(jì)集聚的程度。i地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵定義如下：其中：Eij表示j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，∑iEij表示i產(chǎn)業(yè)在整個區(qū)域的總產(chǎn)值，∑jEij表示j地區(qū)的總產(chǎn)值，∑i∑jEij表示整個區(qū)域的總產(chǎn)值。因此，該指標(biāo)的分子是j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)占整個區(qū)域該產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的份額，分母是j地區(qū)的總產(chǎn)值占整個區(qū)域總產(chǎn)值的份額，通過兩者的比來評價i產(chǎn)業(yè)在j地區(qū)的集聚程度。區(qū)位熵小于1說明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平比較低，區(qū)位熵等于或大于1說明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平較高。區(qū)位熵越大，說明該地區(qū)的這一產(chǎn)業(yè)在整個區(qū)域范圍內(nèi)的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分別表示三次產(chǎn)業(yè)；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標(biāo))分別表示江蘇省每個縣域第一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵，度量了三次產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)的集聚程度。由于經(jīng)濟(jì)的集聚主要體現(xiàn)在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，所以選擇第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵作為衡量經(jīng)濟(jì)集聚程度的兩個解釋變量。

此外，城市的出現(xiàn)也是經(jīng)濟(jì)集聚的一種表現(xiàn)。經(jīng)濟(jì)學(xué)家長久以來一直強(qiáng)調(diào)城市在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，更準(zhǔn)確地講，城市己被看成一種主要的社會制度。城市化是一個國家、地區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展尺度的體現(xiàn)，城市化不但表現(xiàn)為人口向城鎮(zhèn)聚集和非農(nóng)人口上升，還表現(xiàn)為人們生產(chǎn)與生活方式、社會結(jié)構(gòu)、價值觀念由農(nóng)村向城市文明升級轉(zhuǎn)化的過程。因此，本文希望就城市化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，這里用非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎貋砗饬扛鞯貐^(qū)城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個縣級行政區(qū)域的橫截面數(shù)據(jù)，所有統(tǒng)計資料均來自《江蘇統(tǒng)計年鑒(2008)》。

(二)模型設(shè)定

1經(jīng)典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構(gòu)建經(jīng)典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)

其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指標(biāo)，URBAⅣ是城市化指標(biāo)，三者用來表示經(jīng)濟(jì)集聚，是本文關(guān)心的解釋變量。

2空間計量經(jīng)濟(jì)模型

針對經(jīng)典線性回歸模型(1)，可以通過兩種不同方式引入空間依賴性。相應(yīng)地，空間計量模型有兩種設(shè)定形式：

第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個空間滯后變量，模型的形式為：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空間權(quán)重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數(shù)；ε是誤差項；其他變量的含義與原來相同。

第二，空間誤差模型(SEM)，通過誤差項引入空間相關(guān)性，即假設(shè)誤差項是空間相關(guān)的。如果誤差項是一個空間自回歸過程，則模型具體形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數(shù)，Wε是空間滯后誤差項。

3空間計量模型的選擇

Anselin(2005)提出，可以根據(jù)拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應(yīng)的穩(wěn)健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在兩種空間計量模型之間進(jìn)行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個是顯著的，那么就選擇相對應(yīng)的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進(jìn)一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error的顯著性，選擇Robust指標(biāo)中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據(jù)判別指標(biāo)的具體情況而定。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

為了進(jìn)行比較，首先給出經(jīng)典線性回歸模型的OLS估計結(jié)果，見表1。由表1的檢驗結(jié)果可以看出，OLS估計的F統(tǒng)計量達(dá)到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優(yōu)度為0，8521，說明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關(guān)。LQ2、LQ3和URBAN系數(shù)的符號都與預(yù)期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對數(shù)似然函數(shù)值(Loglikelihood)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)作為衡量模型擬合優(yōu)度的指標(biāo)，在下文中與空間計量模型的估計結(jié)果進(jìn)行比較。

接下來，采用GeoDa0.9.5軟件對OLS估計的殘差進(jìn)行空間依賴性檢驗。這里使用的江蘇省縣域地圖數(shù)據(jù)來自中國分縣行政區(qū)劃界線數(shù)字化地圖，①空間權(quán)重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗結(jié)果見表2。表2顯示，Moran''''sI指數(shù)在1％的概率上顯著，說明OLS估計的殘差存在明顯的空間自相關(guān)性，經(jīng)典線性回歸模型可能存在模型設(shè)定不恰當(dāng)?shù)膯栴}。因此，這里采用OLS估計是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關(guān)性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據(jù)拉格朗日乘子檢驗的結(jié)果來決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進(jìn)一步比較RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，RobustLM-Lag的顯著性更強(qiáng)。因此，根據(jù)上文中提到的標(biāo)準(zhǔn)，選擇空間滯后模型(2)更為合適。空間計量模型如果仍采用最小二乘法估計，系數(shù)估計值會有偏或者無效。這里用極大似然法(ML)進(jìn)行估計。結(jié)果見表3。

首先，通過似然比檢驗比較原模型(不考慮空間因素的經(jīng)典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關(guān)系數(shù)的漸進(jìn)顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進(jìn)一步，三個經(jīng)典檢驗是漸進(jìn)一致的，但在有限樣本中，應(yīng)該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預(yù)期的順序一致，說明SLM模型符合ML估計的漸進(jìn)性質(zhì)，模型的設(shè)定是比較合理的。

其次，根據(jù)Loglikelihood、AIC和SC比較SLM模型和經(jīng)典線性模型OLS估計的擬合優(yōu)度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見，SLM模型的Loglikelihood值為-1.3229，大于OLS估計的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計的相應(yīng)值，說明SLM模型的擬合程度優(yōu)于原經(jīng)典回歸模型，引入空間效應(yīng)使模型的解釋力有了明顯增強(qiáng)。

最后，對SLM模型估計的系數(shù)進(jìn)行分析。空間滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數(shù)在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長在地理空間的鄰接上表現(xiàn)出了較強(qiáng)的溢出效應(yīng)。縣域經(jīng)濟(jì)增長集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接地區(qū)而相互傳遞。三個衡量經(jīng)濟(jì)集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號均為正，與我們的預(yù)期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結(jié)果支持了經(jīng)濟(jì)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用的結(jié)論。具體而言，LQ2的回歸系數(shù)為2.3931，說明第二產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數(shù)為1.7357，說明第三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數(shù)比OLS估計中兩者的系數(shù)均有所降低，說明OLS的估計結(jié)果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數(shù)為0.0105，說明非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎卦黾?％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計結(jié)果相比，城市化指標(biāo)的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。總體看來，第二產(chǎn)業(yè)的集聚對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響最為明顯。

五、結(jié)論及政策含義

(一)主要結(jié)論

1江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)具有顯著的空間依賴性，鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長相互影響，但這種影響以回浪效應(yīng)為主，擴(kuò)散效應(yīng)不足，因此導(dǎo)致蘇南蘇北地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距加大。由于地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、發(fā)展政策等方面所具有的優(yōu)勢，蘇南地區(qū)集聚了大量資本、技術(shù)和人才，具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，自身增長迅速，成為江蘇地區(qū)的“增長極”。政府希望通過增長極地區(qū)的優(yōu)先增長帶動周邊更多地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，發(fā)揮增長極的擴(kuò)散效應(yīng)。然而事實上，至少到目前為止，該增長極體現(xiàn)出的回浪效應(yīng)——即吸引其他地方的資本、人才和技術(shù)，削弱周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長實力——遠(yuǎn)大于其擴(kuò)散效應(yīng)，從而導(dǎo)致發(fā)達(dá)區(qū)域更發(fā)達(dá)，落后區(qū)域更落后。因此，為了防止在這種累積循環(huán)因果作用下區(qū)域間差距的無限擴(kuò)大。需要政府創(chuàng)造條件，引導(dǎo)回浪效應(yīng)向擴(kuò)散效應(yīng)的轉(zhuǎn)化。

2以產(chǎn)業(yè)集聚和城市化為特征的經(jīng)濟(jì)集聚對于經(jīng)濟(jì)增長具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據(jù)內(nèi)生增長理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論，知識溢出是解釋集聚和區(qū)域增長關(guān)系的重要概念之一。經(jīng)濟(jì)活動的空間集中會有效地促進(jìn)知識溢出，推動技術(shù)進(jìn)步，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。在產(chǎn)業(yè)活動空間集中的區(qū)域或人口密度多樣化的城市中，知識、人才在不同企業(yè)和區(qū)域的流動以及與不同群體的互動交流，促進(jìn)了知識的傳播擴(kuò)散，進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。同時，企業(yè)在地理空間上的鄰近不僅為面對面的交流提供了便利，而且有利于企業(yè)間前向后向的市場聯(lián)系，更有利于勞動力的進(jìn)一步集聚以及知識溢出。但是，知識空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區(qū)通過知識溢出產(chǎn)生的正外部性難以擴(kuò)散到更遠(yuǎn)的蘇北地區(qū)，導(dǎo)致南北差距加大。可見，如果希望通過集聚促進(jìn)落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，需要充分考慮到地理空間的因素。

(二)政策建議

篇（6）

在現(xiàn)代企業(yè)中，內(nèi)部機(jī)構(gòu)設(shè)置的科學(xué)性可以反映企業(yè)管理的先進(jìn)性，而內(nèi)部機(jī)構(gòu)的設(shè)置具體又表現(xiàn)在人員的結(jié)構(gòu)和分布上。在以前的計劃經(jīng)濟(jì)體制下，商品稀缺，我國的企業(yè)機(jī)構(gòu)設(shè)置呈“紡錘性”，企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營重點是生產(chǎn)，生產(chǎn)一線人員很多，而市場營銷人員利科研人員相對較少。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這種機(jī)構(gòu)的設(shè)置已遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于時代的要求。前不久，已經(jīng)審理結(jié)案的全國最大的國企破產(chǎn)案――阿城糖廠的破產(chǎn)為此作了一個痛苦的注解。阿城糖廠擁有員工五千多人，“一年之內(nèi)中層干部的人數(shù)增加了近4倍，從40人增加到了188人。但令人不解的是，在市場競爭日益激烈的情況下，該廠銷售人員卻一直沒有增加。”（引自中國電視報《新聞?wù){(diào)查》）市場銷售人員僅二十多人。現(xiàn)代企業(yè)管理和營銷理論認(rèn)為，市場經(jīng)濟(jì)下，一個理想的人力分布配置應(yīng)里“啞鈴型”，企業(yè)的科研人員和營銷人員相對來講應(yīng)該較多，而生產(chǎn)人員應(yīng)該較少。在這種情況下，我們就可以按人力資源的作用即生產(chǎn)部門人力資產(chǎn)、管理部門人力資產(chǎn)和銷售部門人力資產(chǎn)對人力資產(chǎn)分別確認(rèn)。這樣一來，信息需求者就可以了解企業(yè)的人力資源的分布，從而可以分析企業(yè)的人力結(jié)構(gòu)是否合理，據(jù)此還可以作為預(yù)測企業(yè)的未來前景的工具之一。二、關(guān)于人力資產(chǎn)的特點

人力資產(chǎn)是相對于物資資產(chǎn)而言的，因此，搞清兩者關(guān)系是正確提供人力信息的前提。物資資產(chǎn)目前一般按流動資產(chǎn)和非流動資產(chǎn)兩大類來計量。非流動資產(chǎn)一般來說是一次性投入，并且企業(yè)一旦取得某項非流動資產(chǎn)，此項資產(chǎn)就屬于企業(yè)所有，企業(yè)對其擁有完全的所有權(quán)或控制權(quán)，然后按此項資產(chǎn)在企業(yè)收益的受益期長短來分?jǐn)偲鋬r值。流動資產(chǎn)流動性較強(qiáng)，一般是分期購買，分期計量。同樣，企業(yè)對其也有著完全的所有權(quán)。但“人”卻不同，“人”不僅是社會生產(chǎn)的基本要素和生產(chǎn)力的主導(dǎo)因素，還是有血有肉、有思想、會思維的高級動物。企業(yè)可以通過支付工資等費用來擁有人的勞動力使用權(quán)，但企業(yè)不可能對人本身擁有所有權(quán)和控制權(quán)。可見，人力資產(chǎn)的使用權(quán)和所有權(quán)是分離的。計量物資資產(chǎn)時，由于企業(yè)擁有對物本身的所有權(quán)或控制權(quán)，計量對象是物本身，計量人力資產(chǎn)時由于企業(yè)沒有也不可能擁有對人本身的所有權(quán)和控制權(quán)，如果把人本身作為計量對象是不恰當(dāng)?shù)摹＝?jīng)濟(jì)理論告訴我們，企業(yè)所擁有或控制的只能是人的勞動力，也即人力資源的計量對象是勞動力，是人所具有的能力，使用該能力可以為企業(yè)創(chuàng)效益做貢獻(xiàn)。由于計量的對象是勞動力，而勞動力是沒有實物形態(tài)的資產(chǎn)，這樣一來人力資產(chǎn)就具有無形資產(chǎn)的特征。同時我們也知道，企業(yè)中的人力資產(chǎn)的流動性是不一定的，有的終生服務(wù)于企業(yè)，有的經(jīng)常變換單位。也就是說在總體上人力資產(chǎn)既有流動資產(chǎn)的性質(zhì)又有非流動資產(chǎn)的特征。三、關(guān)于人力資產(chǎn)的計量

由于人國資產(chǎn)具有上述特點，應(yīng)該如何對其進(jìn)行科學(xué)的計量呢?

目前，普遍的方法是將各種費用資本化或者將人力資產(chǎn)使用期間的各種費用折現(xiàn)，然后，再將其在以后期間內(nèi)攤銷，這種方法類似于固定資產(chǎn)折舊的處理方法。但是，這種處理方法有很多缺陷。首先，該方法所涉及到的資本化或折現(xiàn)時間是主觀確定的，同時所用計量模式中涉及的有關(guān)數(shù)據(jù)，例如折現(xiàn)法中的原值，還要隨著時間的變化不斷調(diào)整。這樣一來，會計所提供的有關(guān)人力資源信息的可核性和反映真實性必然較低，從而信息的可靠性就受到懷疑。另外此方法的可操作性也很低。

我認(rèn)為，我們完全不必利用上述方法來計量有關(guān)信息，而可以根據(jù)其不同的費用采取不同的處理方法。企業(yè)取得人力資產(chǎn)之前，必然要發(fā)生一定的費用支出，如招募成本，選擇成本，錄用成本，安置成本，取得人力資產(chǎn)后還要發(fā)生一定的培訓(xùn)費。對于前者，由于費用是在資產(chǎn)取得之前發(fā)生的，并且費用的發(fā)生與資產(chǎn)的取得與否沒有直接關(guān)系，如果花費在特定對象身上的支出有效，也就是說，對某人力資產(chǎn)的費用支出結(jié)果是取得了該資產(chǎn)，那么此費用應(yīng)該計入該人力資產(chǎn)價值，反之，如果也計入此人力資產(chǎn)的價值，則很不恰當(dāng)，而是應(yīng)作為當(dāng)期費用處理(這類似于研究開發(fā)費的處理)。對于有效費用和隨后發(fā)生的培訓(xùn)費如果有合同并且數(shù)目較大則在合同期內(nèi)攤銷，如沒有合同則在三到五年或更適當(dāng)?shù)哪晗迌?nèi)攤銷；如數(shù)目較小，則作為當(dāng)期費用處理(這類似干固定資產(chǎn)修理改良費的處理)。人力資產(chǎn)取得后，正常情況下企業(yè)都會每月支付工資，而支付工資是企業(yè)對勞動者的勞動力使用權(quán)的購買。

我們可以這樣認(rèn)為，一項人力資產(chǎn)的取得，是企業(yè)多了一位供應(yīng)商，此供應(yīng)商供應(yīng)給企業(yè)的是勞動力這一特殊的商品。在有效人才市場假設(shè)下，企業(yè)每月付款，供應(yīng)商定期供貨，否則，如果供應(yīng)商不滿意，就會停止供貨，這表現(xiàn)為員工離開企業(yè)，同樣如果企業(yè)不滿，則停止購貨，這表現(xiàn)為企業(yè)解雇員工。這樣一來，企業(yè)就好象在購買如原材料這樣的流動資產(chǎn)。會計處理時就可以參照類似于原材料等流動資產(chǎn)的處理方式，借記“人力資產(chǎn)”，貸記“應(yīng)付工資”或“銀行存款”等科目。這樣做的原因或好處如下：

其一，這種做法所提供的信息的相關(guān)性較強(qiáng)。會計信息的提供也應(yīng)貫徹“以需定產(chǎn)”的原則，從需求者的角度出發(fā)。我個人認(rèn)為，會計信息的需求者更關(guān)心的是人力資源為企業(yè)創(chuàng)造的價值大小，期望人力資產(chǎn)信息能幫助他們預(yù)測企業(yè)未來的現(xiàn)金流量，對人力資源價值的需求相對而言要小些。也就是說，利益關(guān)系人并不太在乎企業(yè)人力資源本身的價值大小，他們更關(guān)注企業(yè)取得和利用人力資源的成本和人力資源給企業(yè)帶來的效益。

其二，此法的可靠性也較高。這里的會計計量所用的是投入價值中的歷史成本，而歷史成本的可靠性是不言而喻的。

第三，前面已經(jīng)講過，影響人力資源的因素有很多，除了工資因素以外還受工作環(huán)境和社會關(guān)系等各方面的影響，人們追求的既有物資上的享受又有精神上的滿足。而精神方面是難以衡量的。但在一個有效的人才市場中，買賣雙方必定會權(quán)衡自己物質(zhì)上和精神上的得失，工資可以很好地充當(dāng)交易的顯示器。長遠(yuǎn)來看，如果交易價值較低則在某種程度上說明人力資產(chǎn)在該企業(yè)得到了較好的精神滿足，而人力資產(chǎn)精神的滿足程度又從側(cè)面體現(xiàn)了企業(yè)的人力資源管理水平高低。

篇（7）

貿(mào)易多元化戰(zhàn)略實施以來，我國對外貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)和市場結(jié)構(gòu)已經(jīng)產(chǎn)生了一些喜人的變化，在宏觀方面的表現(xiàn)更為明顯。

（一）貿(mào)易多元化，有利于抵抗地區(qū)貿(mào)易集團(tuán)對我國外貿(mào)的負(fù)面影響歐盟、北美自由貿(mào)易區(qū)等地區(qū)貿(mào)易集團(tuán)的產(chǎn)生和發(fā)展會產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，使得集團(tuán)成員國與非成員國的貿(mào)易被集團(tuán)內(nèi)部的貿(mào)易所替代。我國目前游離于各主要地區(qū)貿(mào)易集團(tuán)之外，從而成為地區(qū)貿(mào)易集團(tuán)負(fù)面影響的首當(dāng)其沖者。比如，北美自由貿(mào)易區(qū)建立后，墨西哥對美國的紡織品出口就超過了我國。幸而我國的紡織品在世界其它國家的市場都很大，我國的紡織品出口才沒有受到太大的影響。所以，只有推行多元化戰(zhàn)略，才能抵抗其它國家結(jié)成地區(qū)貿(mào)易集團(tuán)對我國外貿(mào)的負(fù)面影響。

（二）貿(mào)易多元化當(dāng)然也有利于分散風(fēng)險和促進(jìn)貿(mào)易的長期發(fā)展亞洲金融危險爆發(fā)以后，盡管我國的外貿(mào)環(huán)境隨之惡化，但我國的外貿(mào)仍能取得一定的增長，就是最好的說明。

通過使用經(jīng)濟(jì)計量模型分析，對我國實行多元化戰(zhàn)略的效果進(jìn)行計量分析，將使我們對我國貿(mào)易多元化的現(xiàn)狀及存在問題有更深的認(rèn)識。

二、計量分析（一）：貿(mào)易地理方向集中化指標(biāo)

首先，將我國出口地理方向分為美國、日本、法國、英國、意大利、加拿大、澳大利亞、其它發(fā)達(dá)國家、非洲國家（除埃及）、香港地區(qū)、亞洲國家地區(qū)（除香港、中東國家）、歐洲國家、中東國家、拉美國家、大洋洲國家（除澳大利亞）15個分方向。分別計算某一年我國對某分方向的出口額占該年我國總出口額的百分比，再求這一組15個百分比的標(biāo)準(zhǔn)差。這個標(biāo)準(zhǔn)差，就是衡量這一年我國出口地理方向集中化程度的指標(biāo)。在下文中簡稱為“出口集中化指標(biāo)”。

同樣可以計算我國的“進(jìn)口集中化指標(biāo)”。這里計算了1986-1995年中國、美國和日本歷年的“出口集中化指標(biāo)”和“進(jìn)口集中化指標(biāo)”，1996-1997年中國的“出口集中化指標(biāo)”和“進(jìn)口集中化指標(biāo)”。計算美國和日本的相應(yīng)指標(biāo)的時候，只要將原來中國對美、對日的分方向改成美國對華、日本對華即可。

以往用于衡量貿(mào)易地理方向集中化（分散化）程度的指標(biāo)一般是對前10大貿(mào)易伙伴貿(mào)易占全部外貿(mào)的比重。這一指標(biāo)并沒有充分利用外貿(mào)的全部結(jié)構(gòu)信息。而“出口集中化指標(biāo)”和“進(jìn)口集中化指標(biāo)”就沒有這一缺陷。而且所選取的分方向可以根據(jù)需要進(jìn)一步細(xì)分中歸并。

如右圖，有以下結(jié)論：

附圖

以上數(shù)據(jù)由《世界經(jīng)濟(jì)年鑒》引自國際貨幣基金組織的《貿(mào)易方向年鑒》。

我國在1989-1993年出口集中化程度曾出現(xiàn)一個波峰；1994年開始呈輕微下降趨勢。作為對照的美日同期變化幅度保持在2個百分點內(nèi)。我國進(jìn)口集中化程度在80年代末呈現(xiàn)下降趨勢，90年代則呈上升趨勢，特別是1996、1997年兩年的上升速度最快。美日同期進(jìn)口集中化程度沒有明顯變化。剔除我國1989-1993年出口集中化程度的波峰，則1986-1995年3國的進(jìn)出口集中化程度排序為：日本〉中國〉美。

首先，我國1989-1993年出口集中化程度的波峰，是因為當(dāng)時西方國家對我國的制裁，迫使我國出口用轉(zhuǎn)口的方式取道香港。結(jié)果，在那幾年間，我國對香港出口占我國總出口40%以上。從而大大提高了出口集中化程度。1993年開始，由于全方位對外開放戰(zhàn)略的推行和西方國家對我制裁的基本解除，我國出口集中化程度也就迅速下降。1994年開始的下降趨勢則反映了1994年開始推行“大經(jīng)貿(mào)”戰(zhàn)略的效果。同期美日出口貿(mào)易地理方向集中化程度呈現(xiàn)出輕微上升的趨勢；數(shù)據(jù)顯示，這與其對我國出口占其總出口的比重上升有關(guān)。總的來說，這一趨勢有助于緩解我國與美日兩國的貿(mào)易爭端。

其次1996、1997兩年我國進(jìn)口集中化程度的迅速上升主要是因為我國從日本和香港以外的亞洲國家和地區(qū)的進(jìn)口額相對（相對于我國總進(jìn)口，下同）上升，而從中東、非洲和拉美國家的進(jìn)口相對減少。這反映了多元化戰(zhàn)略在進(jìn)口方面的推行并沒有收到太大效果。同期我國從美日的進(jìn)口都相對下降，這對進(jìn)口集中化程度的上升多少有一些緩解作用。

最后，3國的進(jìn)出口集中化程度的排序，一方面反映了美國作為經(jīng)貿(mào)大國，其經(jīng)濟(jì)全球化程度相當(dāng)高；另一方面也反映了作為貿(mào)易盈余國的日本和中國，其出口分散化受到其它國家購買力等因素的限制。

三、計量分析（二）：偏相關(guān)系數(shù)模型

本節(jié)的分析通過計算中國和它國的外貿(mào)總額的偏相關(guān)系數(shù)和顯著性，利用逐步剔除法尋找對中國外貿(mào)長期發(fā)展影響較大的國家，從而找出外貿(mào)多元化的目標(biāo)。偏相關(guān)系數(shù)是在考察多個變量時，剔除其它變量的影響，僅考慮選定變量相關(guān)關(guān)系的指標(biāo)。優(yōu)點在于能反映出選定變量真實的相關(guān)關(guān)系。缺點在于相關(guān)關(guān)系并不等于因果關(guān)系。所以本節(jié)所選取的國家都是1996年中國前15大貿(mào)易伙伴（其比重都超過了當(dāng)年中國外貿(mào)總額的1%），所使用變量是各國的外貿(mào)總額。

逐步剔除法是每一次計算都剔除上一次計算得出的偏相關(guān)系數(shù)達(dá)不到選定置信度水平，顯著性水平由最低的變量，直到剩下的變量都達(dá)到選定的置信度水平為止。本文所選定的置信度水平要求α=1%。

第一次選取1950-1996年中國、美國、日本、歐盟5國（法國、英國、意大利、荷蘭和西班牙，以下簡稱歐盟）、澳大利亞、加拿大和印尼。計算的結(jié)果如下：

結(jié)論是，在選定貿(mào)易伙伴中，美日在1%的置信度水平下被證明與我國外貿(mào)發(fā)展相關(guān)。盡管美國與我國在1954-1971年沒有直接貿(mào)易，中美貿(mào)易的發(fā)展也是80年代才真正開始的。但因為美國始終是世界貿(mào)易大國，對全球國際貿(mào)易的發(fā)展起著決定性的作用，其對我國外貿(mào)發(fā)展也始終發(fā)揮著不可忽視的影響，即使是在和我國不存在直接貿(mào)易的時期，它也有巨大的間接影響。偏相關(guān)系數(shù)正因為可以通過剔除其它因素的影響，所以能把美國對我國外貿(mào)發(fā)展的直接和間接的影響都分離出來加以衡量。

表1簡單相關(guān)系數(shù)

*

*對角線左下方是偏相關(guān)系數(shù)，右上方是對應(yīng)偏相關(guān)系數(shù)的置信度（參照表1、3）

從表4可以看出我國外貿(mào)發(fā)展與美國呈正相關(guān)關(guān)系，與日本呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。這表明我國外貿(mào)與美國是互補(bǔ)關(guān)系，與日本則是競爭關(guān)系。要指出的是，上述結(jié)論是以全球國際貿(mào)易為背景作出的，并不僅僅考慮兩國的貿(mào)易和分工。

以上是第一次計算的結(jié)論。第二次計算與第一次的原理和步聚相同。不同的是，第二次計算的數(shù)據(jù)區(qū)間是1978-1996年，在變量中增加了韓國的外貿(mào)額（見表5-8）：

附圖

*

以上數(shù)據(jù)，1950-1981年由《世界經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計摘要》引自《聯(lián)合國統(tǒng)計月報》；

1982-1996年由《國際統(tǒng)計年鑒》引自《聯(lián)合國統(tǒng)計月報》。

結(jié)論是，在選定貿(mào)易伙伴中，美國、歐盟和韓國在1%的置信度水平下被證明與我國外貿(mào)發(fā)展相關(guān)。美韓與我國外貿(mào)呈正相關(guān)關(guān)系，歐盟呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

改革開放以來，我國外貿(mào)發(fā)展受到美國和韓國外貿(mào)發(fā)展的正向影響。這說明改革開放使我國逐步融入國際市場。與韓國的關(guān)系正常化，也對我國外貿(mào)發(fā)展起了積極作用。數(shù)據(jù)顯示出我國與歐盟國家是競爭關(guān)系。這有兩點原因：一是歐盟經(jīng)濟(jì)一體化過程中的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)在起作用，二是反映了近年來我國與歐盟國家之間頻頻發(fā)生的貿(mào)易爭端。

因為貿(mào)易多元化的目標(biāo)之一就是避免我國外貿(mào)發(fā)展過于受某一國或幾國的支配，所以找出對我國外貿(mào)發(fā)展影響密切的國家和地區(qū)，也就分清了在推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略時對各個國家所應(yīng)采取的不同態(tài)度。

對其外貿(mào)發(fā)展與我國正相關(guān)的國家，應(yīng)使我國外貿(mào)總額的增長速度快于我國與該國貿(mào)易的增長速度；對其外貿(mào)發(fā)展與我國呈負(fù)相關(guān)的國家，則應(yīng)與其展開競爭；其外貿(mào)發(fā)展與我國無顯著相關(guān)關(guān)系的國家，則是我國發(fā)展外貿(mào)的對象。

四、計量分析（三）：馬爾可夫過程模型

首先，我國的貿(mào)易地理方向是一個組合。這個組合在馬爾可夫過程中，被看成是一個狀態(tài)，基本思想是研究系統(tǒng)在不同狀態(tài)間轉(zhuǎn)移的規(guī)律，并據(jù)此進(jìn)行預(yù)測。假定轉(zhuǎn)移的規(guī)律滿足齊次馬爾可夫過程，即系統(tǒng)在不同狀態(tài)間的轉(zhuǎn)移（即貿(mào)易地理方向的改變）遵循相同的規(guī)律，與轉(zhuǎn)移發(fā)生的時刻無關(guān)。這里，不同的狀態(tài)用向量表示，狀態(tài)轉(zhuǎn)移的規(guī)律則用轉(zhuǎn)移矩陣表示。

經(jīng)驗表明，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對齊次馬爾可夫過程假定的符合是一種長期的符合。因此不能用任意相鄰兩年的轉(zhuǎn)移矩陣來代表狀態(tài)轉(zhuǎn)移的規(guī)律，而要用最小二乘法對轉(zhuǎn)移矩陣進(jìn)行估計。具體方法如下：

將我國貿(mào)易地理方向分為港澳地區(qū)、美國、歐盟12國、其它歐洲國家、其它亞洲和大洋洲國家、其它美洲和非洲國家7個方向。我國貿(mào)易地理方向的初始狀態(tài)向量為X[,0]=(X[(0),1],X[(0),2],X[(0),3],X[(0),4],X[(0),5],X[(0),6],X[(0),7])，其中X[(0),i](1《i《7)表示我國對第i個方向的貿(mào)易比重。同理，記k年后我國貿(mào)易地理方向為X[,K]=(X[(k),1],X[(k),2],X[(k),3],X[(k),4],X[(k),5],X[(k),6],X[(k),7])。記馬爾可夫過程的轉(zhuǎn)移矩陣為P,X=(X[,0],X[,1],……X[,46])[T],Y=(X[,1],X[,2],……X[,47])[T],則P的最小二乘估計為：附圖=(X[T]X)[-1]X[T]Y對從1997年開始k年后我國貿(mào)易地理方向的預(yù)測向量為X[,47+k]=X[,47]附圖[k]。

將1950年——1997年我國的進(jìn)出口額數(shù)據(jù)代入，可得如下結(jié)果（見表9-11）：

附圖

附圖

附圖

預(yù)測的結(jié)果表明，如果目前的貿(mào)易多元化趨勢維持下去，到了2007年，美日在我國出口的份額會明顯下降；歐盟12國、其它亞洲和大洋洲國家、其它美洲和非洲國家會略有下降；港澳地區(qū)會重新上升，歐盟12國以外的其它歐洲國家所占份額會明顯上升。

進(jìn)口方面，到2007年，美日、其它亞洲和大洋洲國家在我國進(jìn)口的份額會明顯下降；歐盟12國、其它美洲和非洲國家會有所上升，港澳地區(qū)也會重新上升，歐盟12國以外的其它歐洲國家所占份額會明顯上升。

綜合來看，到2007年，美日、其它亞洲和大洋洲國家在我國外貿(mào)的份額會明顯下降；歐盟12國會略有上升，港澳地區(qū)、其它美洲和非洲國家會上升，而歐盟12國以外的其它歐洲國家所占份額會明顯上升。

所以，我國推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略的效果是喜憂參半的。美國和日本在我國外貿(mào)中的重要性在下降，這是良性的。但對非洲和拉美出口比重的降低說明我國還不能大規(guī)模地進(jìn)入發(fā)展中國家的市場。在這一方面推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略的效果是不明顯的。反觀我國外貿(mào)發(fā)展的歷史，在我國的經(jīng)貿(mào)較不發(fā)達(dá)的時期，選擇向發(fā)達(dá)國家和地區(qū)出口初級產(chǎn)品無疑是一種避免與其直接競爭的明智做法。但當(dāng)我國的經(jīng)貿(mào)逐漸發(fā)展起來以后，就應(yīng)對發(fā)展中國家和地區(qū)擴(kuò)大制成品出口，這是符合產(chǎn)業(yè)升級的要求的，也必然會引起和發(fā)達(dá)國家地區(qū)在全球市場上的競爭。顯然，我國還沒有完成這一轉(zhuǎn)變。

最后，將第二節(jié)中提出的“集中化指標(biāo)”與本節(jié)的計算結(jié)果結(jié)合起來，可得下圖：

附圖

可以看出，今后幾年內(nèi)，我國的出口集中化程度將輕微下降，進(jìn)口集中化程度將先降再升，綜合的效果是總貿(mào)易額的集中化程度將下降。

五、結(jié)論和建議

我國的貿(mào)易地理方向長期處于高度集中的狀況，始終受美國的影響，從主觀上說，是和我國企業(yè)的營銷習(xí)慣和落后的營銷技術(shù)有關(guān)，從客觀上說，是和我國所處的外部環(huán)境和避免與發(fā)達(dá)國家直接競爭的需要有關(guān)。推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略對我國是必要的，所帶來的收益遠(yuǎn)大于付出的成本。

從效果來看，出口多元化比進(jìn)口多元化做得更好，降低美國和日本在我國外貿(mào)中的比重比提高非洲和拉美國家在我國外貿(mào)中的比重做得更好。

具體來說，一個市場是否有利于我國進(jìn)入，主要基于對以下幾方面的判斷。

經(jīng)濟(jì)互補(bǔ)性，最與我國有互補(bǔ)性的，一個是處于發(fā)達(dá)國家頂端的美國，一個是處于發(fā)展中國家底部的非洲國家。貿(mào)易保護(hù)性，比較有利于我國的應(yīng)該是發(fā)展中國家。購買力，比較有利于我國的應(yīng)該是發(fā)達(dá)國家。但這并不絕對，按照“大經(jīng)貿(mào)”戰(zhàn)略，對發(fā)展中國家可以把貿(mào)易和投資結(jié)合起來。兩國關(guān)系是否友好，在這方面，首推非洲國家。所以，非洲、拉美等發(fā)展中國家應(yīng)該是我國今后推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略的重點。

綜上所述，我國今后推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略需要做好以下的工作：

認(rèn)請兩個誤區(qū)。第一是貿(mào)易多元化不等于出口多元化，還應(yīng)該包括進(jìn)口多元化。后者在相當(dāng)程度上被忽視了。第二是不應(yīng)該再把香港地區(qū)看成是競爭對手。不可否認(rèn)，香港地區(qū)的確在我國與其他國家地區(qū)之間貿(mào)易中轉(zhuǎn)環(huán)節(jié)上收取了不少利潤。但香港地區(qū)在發(fā)展國際貿(mào)易上有經(jīng)驗，有渠道，與其進(jìn)行適當(dāng)?shù)姆止ず献鳎悄軌蛱岣哒w的經(jīng)濟(jì)效率和降低成本的。而且如果貿(mào)易多元化只是簡單地用低價競爭的手法把原來從香港轉(zhuǎn)口的貿(mào)易搶過來，那么得益的只會是其它國家和地區(qū)，吃虧則是大陸和香港地區(qū)。

加強(qiáng)對貿(mào)易的管理。貿(mào)易管理的松懈和混亂已經(jīng)造成了我國對俄羅斯等市場的喪失。而且還會繼續(xù)影響我國對新市場的進(jìn)入和貿(mào)易多元化戰(zhàn)略的推行。提高企業(yè)的營銷技術(shù)，加強(qiáng)企業(yè)對新市場的了解，提高外貿(mào)競爭的質(zhì)量，升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。這些都不是一朝一夕能完成的，卻是推行貿(mào)易多元化戰(zhàn)略的“治本”措施。

【參考文獻(xiàn)】

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篇（8）

石油是現(xiàn)代工業(yè)和現(xiàn)代文明的物質(zhì)基礎(chǔ)，是國民經(jīng)濟(jì)不可或缺、無法替代的重要能源和工業(yè)原料，國民經(jīng)濟(jì)對石油具有很強(qiáng)的依賴性。石油一方面直接影響著一國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度，另一方面影響著國家的經(jīng)濟(jì)安全。如果石油供應(yīng)緊張，供不應(yīng)求，勢必成為遏制一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“瓶頸”。石油既是能源，又是基礎(chǔ)原材料，下游的石油加工、化學(xué)原料及制品和交通運輸?shù)雀餍袠I(yè)對其有很高的依存度，因此石油資源對我國整個經(jīng)濟(jì)都具有較大的影響力。圖1反映了單位石油產(chǎn)量所支持的GDP總量，可以發(fā)現(xiàn)石油對整個經(jīng)濟(jì)的支持度不斷提升，從2001年的每萬噸支持6億元GDP，到2006年上升為支持13億元GDP。該指標(biāo)反過來也說明了我國獲得單位GDP所消耗石油數(shù)量的下降，即我國正趨向于節(jié)能經(jīng)濟(jì)和發(fā)展多種能源，這種趨勢自最近石油價格持續(xù)上漲變得更加鮮明。由以上的分析能看到石油行業(yè)對我國整個國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有重要的影響，已經(jīng)成為我國國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)。因此，本文通過建立石油及其下游行業(yè)的向量自回歸模型，來研究石油供需平衡以及石油下游行業(yè)需求對石油行業(yè)的沖擊效應(yīng)，并提出相應(yīng)的政策建議，以保障石油行業(yè)對我國經(jīng)濟(jì)增長的平穩(wěn)支持。

一、參變量的選取

石油行業(yè)是一個傳統(tǒng)的垂向行業(yè)，我們根據(jù)《2005年按行業(yè)分能源消費量統(tǒng)計表》，選取石油加工及煉焦業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)和交通運輸設(shè)備制造業(yè)四個下游行業(yè)來對石油行業(yè)進(jìn)行需求狀況分析。從表1可以看到，石油加工及煉焦業(yè)消費了原油總量的72.26％，包含交通運輸、倉儲和郵電通信業(yè)的交通運輸設(shè)備制造業(yè)消耗了大量的石油衍生能源，化學(xué)原料及制品制造業(yè)也在能源消費中占據(jù)重要地位，因此我們選擇石油行業(yè)及其主要的下游行業(yè)的銷售收入數(shù)據(jù)作為各行業(yè)的需求變量，所選變量簡稱見表2。

從表3的結(jié)果可以看出變量oil、coki、chem、tran、fiber均僅有一個單位根，這說明他們都是一階單整過程I(1)。可以對它們進(jìn)行Johanson檢驗，從表4的檢驗結(jié)果可以看出：所選用的5個變量之間滿足協(xié)整關(guān)系。這說明，所選的各下游行業(yè)的銷售收入與石油行業(yè)的銷售收入之間在短期內(nèi)由于隨機(jī)干擾，偏離均值，但在長期具有均衡關(guān)系。

2模型構(gòu)建。向量自回歸(VAR)模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。我們主要利用石油行業(yè)及其主要下游行業(yè)的銷售收入建立了相應(yīng)VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。

用Eviews5．0對系統(tǒng)Y進(jìn)行VAR分析，估計結(jié)果如下：

由上式大體可以看出，石油行業(yè)銷售收入主要受其自身滯后期值的影響，另外，石油加工及煉焦業(yè)銷售收入和化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的滯后期值對它也有一定的影響，而交通運輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入和化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入對它基本上沒有影響或者說影響極為微弱。為了進(jìn)一步說明各個變量間的相互作用，我們根據(jù)上面對Y1的VAR分析結(jié)果繼續(xù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

我們分別給石油各下游行業(yè)銷售收入一個單位大小的沖擊，得到關(guān)于石油行業(yè)銷售收入的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。在下圖2－5中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：月度)，縱軸表示石油行業(yè)銷售收入(單位：億元)，這幾個圖中曲線表示了脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了石油行業(yè)銷售收入對其相應(yīng)下游行業(yè)銷售收入的沖擊的反應(yīng)。虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖2中我們可以看出，當(dāng)在本期給石油加工及煉焦業(yè)銷售收入一個正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在第2期達(dá)到最高點，之后的幾期內(nèi)小幅度上下波動，從第5期以后開始穩(wěn)定增長。這表明石油加工及煉焦業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場傳遞給石油行業(yè)，給石油行業(yè)帶來同向的沖擊，沖擊效應(yīng)在第2期達(dá)到最大，之后逐漸回落，在第5期之后趨于穩(wěn)定。即石油加工及煉焦業(yè)銷售收入的正向沖擊對石油行業(yè)銷售收入具有顯著的促進(jìn)作用，并且這一顯著促進(jìn)作用具有較長的持續(xù)效應(yīng)，可見石油加工及煉焦業(yè)的快速發(fā)展將帶來石油消耗的增長。

從圖3中我們可以看出，當(dāng)在本期給化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入一個正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在第1期有個小幅度負(fù)向的波動，從第2期開始變?yōu)檎虿▌樱诘?期達(dá)到最高點。之后的2期小幅度上下波動，從第8期以后開始穩(wěn)定增長。這表明化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場傳遞給石油行業(yè)，在第1期會給石油行業(yè)帶來反向的沖擊，從第2期開始，經(jīng)市場傳遞作用，又給石油行業(yè)帶來同向的沖擊，沖擊效應(yīng)在第6期達(dá)到最大之后，逐漸回落，在第8期之后趨于穩(wěn)定。即化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的正向沖擊對石油行業(yè)銷售收入具有顯著的促進(jìn)作用，并且這一顯著促進(jìn)作用具有較長的持續(xù)效應(yīng)。具體地說，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入增加會在8期后對石油行業(yè)的銷售收入產(chǎn)生穩(wěn)定的拉動作用，反之化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)銷售收入的降低也會在8期后給石油行業(yè)帶來負(fù)面的沖擊。

從圖4中我們可以看出，當(dāng)在本期給交通運輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入一個正沖擊后，石油行業(yè)銷售收入在前7期內(nèi)會有小幅度的負(fù)向波動。從第8期以后開始穩(wěn)定回升變?yōu)檎担敝疗教梗▌臃炔淮蟆＿@表明交通運輸設(shè)備制造業(yè)受外部條件的某一沖擊后，經(jīng)市場傳遞給石油行業(yè)，在前7期會給石油行業(yè)帶來小幅度的負(fù)向沖擊，從第8期開始變?yōu)閷κ托袠I(yè)同向的沖擊并趨于穩(wěn)定。交通運輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入增加會在8期后對石油的銷售收入產(chǎn)生正向的沖擊，反之交通運輸設(shè)備制造業(yè)銷售收入的降低則會在8期后給石油行業(yè)帶來負(fù)向的作用，但波動幅度不是很大。可見，交通運輸設(shè)備制造業(yè)的快速發(fā)展對石油消耗的增長有一定的帶動作用，但帶動作用不是很大。

從圖5中我們可以看出，當(dāng)在本期給化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入一個正沖擊后，在第1期，石油行業(yè)銷售收入為負(fù)向的波動。從第2期開始，化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的提高將帶動石油行業(yè)銷售收入的提高。由圖5可知，石油行業(yè)銷售收入在前5期內(nèi)有上下波動；從第6期以后開始穩(wěn)步回升直至平坦。這表明化學(xué)纖維制造業(yè)的某一沖擊從第6期開始也會給石油行業(yè)帶來正向的沖擊，但沖擊力度不大。化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入增加會在6個月后對石油的銷售收入產(chǎn)生正面的沖擊，反之化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的降低則會在6個月后給石油行業(yè)帶來負(fù)向的沖擊，波動幅度雖不是很大，但比交通運輸設(shè)備制造業(yè)對石油行業(yè)的沖擊幅度略高。正是由于化學(xué)纖維制造業(yè)銷售收入的正向沖擊對石油行業(yè)銷售收入具有較小幅度的促進(jìn)作用，并且該促進(jìn)作用具有較長的持續(xù)效應(yīng)，因此，我們可以通過推動化學(xué)纖維制造業(yè)的發(fā)展帶動石油行業(yè)的發(fā)展。

3下游行業(yè)的貢獻(xiàn)率分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量帶來的影響，但是并沒有確定各變量具體影響力，而方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻(xiàn)率，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動的相對重要性的信息。

在這里我們僅考慮各下游行業(yè)需求沖擊對石油需求的前期的相對方差貢獻(xiàn)率RVCii(s)，當(dāng)i＝1時的經(jīng)濟(jì)意義為：如果RVc1(s)較大時，意味著第一個行業(yè)需求沖擊對石油需求的影響大；相反地，RVc1(s)較小時，可以認(rèn)為第j個行業(yè)需求沖擊對石油需求的影響小。下面分別給出各下游行業(yè)銷售收入的變化對石油行業(yè)銷售收入的方差分解。

下面做圖比較各下游行業(yè)對石油行業(yè)變化的貢獻(xiàn)程度，我們在此將分析時段定為36期。

由圖6中我們可以看出，石油行業(yè)銷售收入對其自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差信息立刻有較強(qiáng)反應(yīng)，第2期石油行業(yè)銷售收入的響應(yīng)最大，此后對其自身的波動逐漸減小并趨于穩(wěn)定。化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率，最大在43％左右，其對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率是逐漸遞增的，在30期左右達(dá)到40％。石油加工及煉焦業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率也比較大，從第5期開始達(dá)到頂峰，在37％左右，此后趨于穩(wěn)定。而化學(xué)纖維制造業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率比較小，在第6期達(dá)到最大值，最大時僅為7％。交通運輸設(shè)備制造業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率最小，不到1％。

可見，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率最大，我國化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)得到了快速的發(fā)展，這也為石油行業(yè)的發(fā)展起了推動作用；石油加工及煉焦業(yè)的快速發(fā)展帶動了能源需求，主要是石油的需求，這使其對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率較大；化學(xué)纖維制造業(yè)以及交通運輸設(shè)備制造業(yè)對石油行業(yè)的貢獻(xiàn)率都比較小，但是這兩個下游行業(yè)的發(fā)展對石油行業(yè)也有一定的帶動作用。

篇（9）

基金項目：陜西省職業(yè)技術(shù)教育學(xué)會2016年度教育科研規(guī)劃課題（編號：SZJY-1608）

中圖分類號：G353.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2017年2月14日

目前，我國高職院校的科研水平總體偏低。高職院校作為我國高等學(xué)校的組成部分，其主要功能還是體現(xiàn)在教學(xué)方面，就其科學(xué)研究、社會服務(wù)功能而言，與本科院校之間的差距還很大，尤其是科學(xué)研究方面。要提升高職院校的科學(xué)研究功能，就必須了解高職院校目前的科研現(xiàn)狀。

陜財職院是一所全日制公辦普通高等職業(yè)院校，坐落于陜西省咸陽市，創(chuàng)建于1960年4月，其前身為陜西省財政學(xué)校，先后更名為陜西省統(tǒng)計財經(jīng)學(xué)校、陜西省財政會計學(xué)校、陜西省統(tǒng)計財金學(xué)校、陜西省財經(jīng)學(xué)校等，1986年由西安遷建咸陽。2001年9月獨立升格改制為陜西財經(jīng)職業(yè)技術(shù)學(xué)院。2011年7月正式由陜西省財政廳劃轉(zhuǎn)陜西省教育廳管理。陜財職院秉承“博學(xué)、慎思、誠樸、篤行”的校訓(xùn)，堅持“質(zhì)量立校、特色興校、人才強(qiáng)校”的辦學(xué)理念，立足陜西省，面向全國，依托會計行業(yè)，面向三大產(chǎn)業(yè)，服務(wù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)、社會發(fā)展和行業(yè)人才需求，為社會生產(chǎn)、建設(shè)、管理、服務(wù)一線培養(yǎng)了大批的高端技能型人才，形成了“團(tuán)結(jié)、嚴(yán)謹(jǐn)、勤奮、奉獻(xiàn)”的優(yōu)良校風(fēng)和“實訓(xùn)與理論相融并進(jìn)、崗位與課堂有機(jī)結(jié)合”的人才培養(yǎng)模式。陜財職院以建設(shè)成為陜西財經(jīng)領(lǐng)域高素質(zhì)技術(shù)技能型人才培養(yǎng)基地、陜西財稅干部培訓(xùn)基地、陜西省會計人員繼續(xù)教育基地、會計工作能力訓(xùn)練與認(rèn)證基地、財經(jīng)類高職學(xué)生就業(yè)創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)基地，實現(xiàn)“省內(nèi)一流，行業(yè)著名”為辦學(xué)目標(biāo)，根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)及社會發(fā)展需要設(shè)置和調(diào)整專業(yè)，旨在形成具有鮮明財經(jīng)特色的專業(yè)體系。

一、數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源為《中國學(xué)術(shù)期刊（網(wǎng)絡(luò)版）》，檢索網(wǎng)址為http：///kns/brief/result.aspx？dbprefix=CJFQ；檢索時間為2017年2月7日；檢索方式為“高級檢索”，控制檢索條件為：作者單位“陜西財經(jīng)職業(yè)技術(shù)學(xué)院”模糊匹配方式，發(fā)表時間從“2001年”到“2016年”，來源類別“全部期刊”，共檢索到文獻(xiàn)1，454篇，然后利用CNKI提供的“分組瀏覽”和“文獻(xiàn)分類目錄”功能進(jìn)行統(tǒng)計分析。

二、統(tǒng)計結(jié)果及分析

（一）年度發(fā)文量統(tǒng)計與分析。發(fā)文量是衡量一個單位學(xué)術(shù)成果的重要指標(biāo)，不僅能體現(xiàn)單位的科研水平，同時也能說明單位的學(xué)術(shù)氛圍。表1為陜財職院2001～2016年發(fā)文量統(tǒng)計。其中升格初期，由于科研實力薄弱等原因，年發(fā)文量較少；2009年首次突破100篇。可以看出，自升格以來，陜財職院年度發(fā)文量雖有波動，但整體呈現(xiàn)增長趨勢，科研總量在增加。（表1）

（二）學(xué)科分布統(tǒng)計與分析。一般情況下對論文的學(xué)科分布進(jìn)行統(tǒng)計，所得數(shù)據(jù)能體現(xiàn)學(xué)校設(shè)置的各個學(xué)科（專業(yè)群）的學(xué)術(shù)水平及科研實力。截至2016年底，陜財職院作者發(fā)文量超過50篇的學(xué)科共有11個，具體如表2所示。陜財職院作者發(fā)文量最多的兩個學(xué)科是企業(yè)經(jīng)濟(jì)、會計，發(fā)文量較多的學(xué)科有貿(mào)易經(jīng)濟(jì)、宏觀經(jīng)濟(jì)管理與可持續(xù)發(fā)展、金融等，這與該校開設(shè)的主要專業(yè)吻合，也體現(xiàn)了該校的辦學(xué)特色。其中，在企業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)科203篇，占同期論文總數(shù)的13.96%，說明該校企業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)科科研實力最強(qiáng)，財經(jīng)特色較為鮮明。（表2）

（三）研究層次統(tǒng)計與分析。研究層次是指研究論文所屬的領(lǐng)域。截至2016年底，陜財職院作者所屬最多的五個領(lǐng)域如表3所示。可以看出，該校作者主要致力于社會科學(xué)方面的研究，說明陜財職院是一所以人文社科為主的高職院校。在以工科為主的省屬高職院校群體中，陜財職院辦學(xué)特色和專業(yè)特色較為鮮明。（表3）

（四）合作機(jī)構(gòu)統(tǒng)計與分析。合作發(fā)文機(jī)構(gòu)的數(shù)量在一定程度上能反映機(jī)構(gòu)間的科研合作情況。科研合作對合作機(jī)構(gòu)之間的資源共享、優(yōu)勢互補(bǔ)、協(xié)作發(fā)展有很大幫助。截至2016年底，與陜財職院作者科研合作最為密切的機(jī)構(gòu)如表4所示。可以看出，陜財職院地處咸陽，該校作者與民族學(xué)院（坐落于咸陽）、咸陽師范學(xué)院、陜西科技大學(xué)（以前也坐落于咸陽）合作比較密切，具有明顯的地域性特點。（表4）

（五）基金資助統(tǒng)計與分析。基金論文是指由各類研究基金項目資助產(chǎn)出的論文，是衡量論文學(xué)術(shù)質(zhì)量的一個重要指標(biāo)，基金論文比是各類基金論文數(shù)占論文總數(shù)的比例。陜財職院作者科研論文標(biāo)注的主要基金項目詳見表5。截至2016年底，該校作者共有33篇產(chǎn)出論文標(biāo)注了7種基金項目的資助，基金論文比為2.27%。這一比例在陜西省高職院校中屬于低水平，主要是由于高職院校科研實力相對薄弱，較難獲得高層次基金的支持。（表5）

（六）發(fā)文期刊統(tǒng)計與分析。期刊檔次整體上反映了該期刊所的普遍水平。表6列出了陜財職院作者數(shù)最多的10種期刊。可以看出，在該校作者發(fā)文最多的10種期刊中，有《教育與職業(yè)》、《財會通訊》、《商場現(xiàn)代化》等期刊出現(xiàn)（或曾經(jīng)出現(xiàn)）在北大版中文核心期刊目錄中。但同時也可以看出，該校作者的其他主要期刊影響力不足，大部分論文質(zhì)量尚待提高。（表6）

（七）論文關(guān)鍵詞統(tǒng)計與分析。關(guān)鍵詞頻次越高，說明相關(guān)主題論文數(shù)量越多。表7列出了2001～2016年陜財職院作者發(fā)表期刊論文標(biāo)注頻次最高的10個關(guān)鍵詞。可以看出，陜財職院作者使用頻次最高的關(guān)鍵詞是“高職院校”、“對策”、“問題”、“高校”、“教學(xué)改革”等，這說明陜財職院作者關(guān)心高職院校自身發(fā)展，關(guān)注教學(xué)改革，能夠針對高職院校、教學(xué)改革中出現(xiàn)的問題展開研究，提出對策。同時，高頻關(guān)鍵詞“電子商務(wù)”體現(xiàn)出來該校的專業(yè)特色。（表7）

三、結(jié)語

本文統(tǒng)計了陜財職院升格為高職院校以來到2016年底所發(fā)表的學(xué)術(shù)論文。統(tǒng)計顯示，該校科研實力持續(xù)不斷增強(qiáng)。該校作者主要致力于社會科學(xué)方面的研究，在企業(yè)經(jīng)濟(jì)、會計等學(xué)科的科研實力最強(qiáng)，財經(jīng)特色較為鮮明。該校作者的科研合作具有地域傾向，發(fā)表的基金論文較少，的主要期刊影響力不足，論文質(zhì)量尚待提升。該校作者科研工作聚焦于“高職院校”等與自身關(guān)系密切的問題，關(guān)注教學(xué)改革，能夠針對高職院校、教學(xué)改革中出現(xiàn)的問題展開研究，提出對策。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]石偉平，唐林偉.我國高職院校科研總體水平偏低[N].中國教育報，2015.7.9.

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(二)經(jīng)濟(jì)收益的計量根據(jù)經(jīng)濟(jì)收益觀，期間損益的確認(rèn)和計量應(yīng)比較該會計期間期末和期初的凈資產(chǎn)，_在扣除投資人追加投資、加回已對投資人所分配利潤后，即為該期間的損益。若期末和期初凈資產(chǎn)相等，資本得到保全；若期末凈資產(chǎn)小于期初，資本就沒有得到保全，差額為資本虧絀；若期末凈資產(chǎn)大于期初，資本不僅得到保全，而且產(chǎn)生盈余，差額即為利潤。人們按資本計量屬性的不同，又將資本保全分為財務(wù)資本保全和實物資本保全。前者強(qiáng)調(diào)名義貨幣資本的保全，后者強(qiáng)調(diào)企業(yè)實際生產(chǎn)經(jīng)營能力的保全。在資本保全觀下，企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程為取得收益而發(fā)生的費用必須以現(xiàn)行成本(資產(chǎn)的現(xiàn)行購買市價)而不是以歷史成本來計量，在企業(yè)已經(jīng)耗費的資產(chǎn)未得到重置之前，不得確認(rèn)企業(yè)收益。在這類資本維護(hù)概念下所確定的企業(yè)收益也就是我們通常所說的經(jīng)濟(jì)收益。此時會計收益與經(jīng)濟(jì)收益概念所確認(rèn)和計量的收益在量上存在如下的關(guān)系：會計收益+未實現(xiàn)的有形資產(chǎn)變化一前期發(fā)生的已實現(xiàn)的有形資產(chǎn)變化+無形資產(chǎn)價值的變化=經(jīng)濟(jì)收益(公式1)。上式中的無形資產(chǎn)不是出現(xiàn)在資產(chǎn)負(fù)債表中的傳統(tǒng)的無形資產(chǎn)，而是另一個概念即主觀商譽(yù)。以資本化方法舉例加以說明：

[例1]某經(jīng)營實體總資產(chǎn)剩余有用壽命4年，每年期望的凈現(xiàn)金流轉(zhuǎn)額如表1：(假設(shè)貼現(xiàn)率為5％，每年折舊7000，單位為$)第一年期望的凈現(xiàn)金流轉(zhuǎn)額(R1)=7000，第一年初總資產(chǎn)的資本化價值：7000x(1+5％)-1=6667，8500×(1+5％)-2=7710。100(0)×(1+5％)-3=8638，12000×(1+5％)-4=9872，合計為32887。第一年末總資產(chǎn)的資本化價值：8500×(1+5％)-1=8095，10000×(1+5％)-2=9070，12000×(1+5％)-3=10336，合計為27531。第一年的主觀商譽(yù)=(折舊)7000-(32887-27531)=1644，每一年的會計收益=每一年的凈現(xiàn)金流轉(zhuǎn)額一每一年的折舊，第一年的會計收益=第一年的凈現(xiàn)金流轉(zhuǎn)額一第一年的折舊，0=7000-7000。同理可得第二年、第三年和第四年的主觀商譽(yù)和會計收益，將各年的數(shù)據(jù)帶入公式1可得到各年的經(jīng)濟(jì)收益(本題中有形資產(chǎn)未發(fā)生變化，故其數(shù)值為0)，匯總見表2：

二、會計收益與經(jīng)濟(jì)收益的概念

(一)會計收益的概念

從操作的角度講，會計收益被定義為本期交易申已經(jīng)實現(xiàn)的收入和與此相對應(yīng)的歷史成本之間的差額。從該定義中可以看出會計收益的五個特點：一是會計收益是基于企業(yè)實際發(fā)生的交易(主要是銷售商品或提供勞務(wù)的收入減去實現(xiàn)這些收入的必要的成本)。從傳統(tǒng)意義上講，會計界是用交易觀來計量收益的。二是會計收益是建立在會計分期假設(shè)之上的，是指某一期間的財務(wù)成果。三是會計收益是建立在收入原則之上的，需要對收入進(jìn)行定義、計量和確認(rèn)。四是會計收益需要依據(jù)歷史成本計量費用，要嚴(yán)格遵守歷史成本原則。一項資產(chǎn)按照獲得時的成本核算直到被銷售，才能確認(rèn)所有的價值變化。因此，費用是耗費的資產(chǎn)或耗費的獲得成本。五是會計收益要求當(dāng)期實現(xiàn)的收入與適當(dāng)?shù)幕蛳鄳?yīng)的相關(guān)成本聯(lián)系。因此，會計收益是建立在配比原則之上。從本質(zhì)上講，某些成本或期間成本被分配或與收入相配比，而其他的成本則結(jié)轉(zhuǎn)為資產(chǎn)。

(二)經(jīng)濟(jì)收益的概念

亞當(dāng)·斯密(AdamSmith)在其《國民財富的性質(zhì)和原因的研究》中最早將經(jīng)濟(jì)學(xué)上的收益定義為“財富的增加”。大多數(shù)古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家，尤其是艾爾弗雷德·馬歇爾(AlfreMarshall)遵從斯密的收益概念并將其引入企業(yè)。當(dāng)代經(jīng)濟(jì)學(xué)家J·R·希克斯(Hicks)在《價值與資本》一書中將經(jīng)濟(jì)收益定義為：“一個人在期末與期初保持同等富裕的情況下所可能消費的最高數(shù)額”。該定義雖然指的是個人收益，但企業(yè)收益也可以用這個最基本的收益定義來加以解釋，即在期末與期初資本沒有變化的情況下，企業(yè)本期可用以消費或分配的最大金額(湯云為，1997)。由此可見，經(jīng)濟(jì)收益是與資本保全或資本維護(hù)密切聯(lián)系的，它實際上要求在確認(rèn)企業(yè)收益時必須嚴(yán)格區(qū)分資本收益和資本保全。

三、會計收益與經(jīng)濟(jì)收益的計量差異對審計的啟示

(一)以會計收益為基礎(chǔ)的審計

應(yīng)綜合考慮企業(yè)的持有利得、現(xiàn)有資產(chǎn)實際價值及實物資本保全。一是已實現(xiàn)收益與全部收益的差別。會計收益只包括已實現(xiàn)收益，而將未實現(xiàn)損益排除在外，經(jīng)濟(jì)收益則將企業(yè)的經(jīng)營收益與持有利得同樣對待，而不考慮收益是否已經(jīng)實現(xiàn)：因此，在通常情況下，兩者之間不一致，其差額主要是持有利得。二是歷史成本與現(xiàn)時價值的差別。會計收益遵循歷史成本原則和配比原則，有利于客觀反映企業(yè)管理當(dāng)局的經(jīng)營管理責(zé)任。但是，由于歷史成本原則內(nèi)在的缺陷，特別是收入按現(xiàn)--時價值計量而費用按歷史成本列支，使得會計收益的計算缺乏內(nèi)在的邏輯統(tǒng)一性，而且使配比原則難以貫徹執(zhí)行，以至資產(chǎn)賬面價值不能反映其實際價值，成本也不能得到足額補(bǔ)償。而經(jīng)濟(jì)收益按現(xiàn)時價值計量，其反映的是資產(chǎn)的實際價值，有利于成本的足額補(bǔ)償。三是財務(wù)資本保全與實物資本保全的差別。會計收益維護(hù)財務(wù)資本保全，即只要求業(yè)主投入的貨幣價值不受到損害，企業(yè)收入超過投入價值部分即作為會計收益，注重報告經(jīng)營財務(wù)成果。經(jīng)濟(jì)收益則堅持實物資本保全，只有當(dāng)業(yè)主投入資源的實際生產(chǎn)能力得到保全時，才能確認(rèn)收益，只有保持企業(yè)實際生產(chǎn)能力，企業(yè)再生產(chǎn)才能順利進(jìn)行。