時間：2022-10-25 12:07:57
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇工業分析與檢驗，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
[摘 要]本文概述了間二甲苯的分析與檢驗，標準要求含量大于等于99.5%，水分：≤500mg/kg，檢驗方法，目測法（無色透明液體）、象色譜法、儀器法（GC-5190氣象色譜儀，備FID檢測器）、色譜柱法）AL.cl-Toluene 50m*0.32mm*1，0u、載氣法（氮氣），留樣取分析所剩產品，封口，貼上標簽，寫明批號，名稱，日期作留樣，保存六個月。在檢驗中，有一項檢驗項目不符合標準要求，則允許加倍取樣化驗，如仍不合格則判該批為不合格產品。
[關鍵詞]分析；檢驗；方法
中圖分類號：TQ202 文獻標識碼：A 文章編號：1009-914X（2016）06-0045-01
間二甲苯的分析與檢驗很多時候應用共沸精餾法、反應蒸餾法、磺化法、吸附分離法、絡合法，著重介紹了間二甲苯的各種生產技術，對國內外的生產現狀進行了比較詳細的描述，提出了間二甲苯的檢驗規程。
MX主要有以下應用；MX通過氧化反應可以制取IPA。第一做異構化的原料， 生產PX和OX；第二作溶劑或調和汽油的組分，它可以和多羥基醇反應生成聚酯樹脂， 少量也可以用作醇酸樹脂。IPA另一個主要應用是作為生產改性PET 樹脂而與PTA 共聚的單體，IPA 可以提高樹脂材料的強度、韌性、抗疲勞和抗腐蝕性，MX經氨氧化可制取間苯二腈，它是低殘留、低毒、廣譜、高效的殺菌劑百菌清的中間原料，用在聚酯和氨基甲酸乙酯表面涂料上，它可以降低樹脂的熔化點，減緩結晶速率，第三生產樹脂和精細化工產品。偏苯三酸酐制備工藝有兩種，一種以偏三甲苯為原料，另一種以MX為原料。間二甲基苯胺是合成農藥、獸藥、醫藥和染料等的重要中間體，后者是以MX先與CO反應合成間二甲基苯甲醛，然后經氧化、脫水制得偏苯三酸酐。由間苯二酰氯與間苯二胺合成的聚間苯二甲酰間苯二胺樹脂可制成纖維、薄膜和涂料，MX 經空氣氧化可制取間甲基苯甲酸，該品可作藥物甲苯二乙胺的中間體，也可用于農藥的生產，IPA 第二大應用是作為表面涂料，其中利用MX 生產其衍生物是新興開發的用途，此外還可以提高顏料的著色性。這些應用在近些年中會有所增加，因為它們比傳統的溶液涂料在環境問題上更容易讓人們接受。是性能優良且用途廣泛的環氧樹脂固化劑，也是合成聚氨酯樹脂及尼龍樹脂的原料。主要用于生產環氧樹脂固化劑、水溶性醇酸樹脂涂料、聚酰亞胺工程塑料、聚氯乙烯耐熱增塑劑等價值很高的精細化學品。生產胍基樹脂和間苯二甲基二胺的中間體，間苯二甲酸的最大用途是制造不飽和聚酯樹脂，以及制造醇酸樹脂；并用于生產環氧樹脂固化劑。IPA還可以用來生產磺化間苯二甲酸酯，玻璃鋼制品、衛生潔具、建材、不飽和聚酯及高檔聚酯和高級聚酯涂料面料等將有更大的發展，這種酯類化合物用于制造聚酯纖維。這種IPA改性的PET廣泛地應用到包裝行業。使用IPA而不用低成本的鄰苯二甲酸，可以提高表面涂料的水解穩定性、具有更高的耐久性和抗氣候性，特別是在機電工業方面，間2二甲基苯胺別名2，4-2二甲基苯胺和2，6-2二甲基苯胺。由偏苯三酸酐與芳香二胺合成制備的聚酰胺2酰亞胺，偏苯三酸酐是發展新型材料的重要原料，具有很高的耐熱性能及良好的絕緣性能，用于耐熱電線絕緣漆，可在220℃條件下長期使用。具有廣闊的發展前景。MX 經過磺化、堿溶可得到酚類產品，作為多種農藥的原料，以及生產環氧樹脂固化劑、橡膠防老劑、增塑劑、偶氮染料等。更少量的IPA也用于制取一些特殊產品，如聚酰胺纖維、液體結晶聚合物、聚芳酯以及其它需求量較少的產品，該產品是以MX為原料，進行硝化、異構體分離、鎳催化劑液相加氫制得，利用MX 可以生產下述產品，這些產品典型地用于高耐久性、高固含量或粉末狀涂料中。這種樹脂制成的芳族聚酰胺纖維（即芳綸）具有優異的電絕緣性、尺寸穩定性和耐熱性。IPA 的最大應用是生產不飽和聚酯樹脂， 這種樹脂可以應用在建筑、交通和海洋領域。
由于裂解汽油中含有二烯烴等易聚合成膠狀物的極活潑化合物，原料中的環烷烴轉化成為芳烴，烷烴轉化為芳烴或燃料氣，芳烴原料開始轉向催化重整、甲苯歧化和裂解加氫汽油。鄰二甲苯和間二甲苯的沸點差是5.29℃ ， 對二甲苯和乙苯的沸點差是2.18℃ ，吸附法和深冷結晶法是可以直接生產對二甲苯的工業化方法共沸蒸餾法、反應蒸餾法可以直接分離出間二甲苯，對二甲苯與間二甲苯的沸點差小，傳統精餾方法不能分離這兩種異構體。經過催化重整過程，重餾份有利于生成二甲苯。原料類型對產品結構有很大影響，輕餾份原料有利于生成苯，分離二甲苯比較容易，歧化過程不生成乙苯，但二甲苯的生產成本比催化重整或裂解汽油高，其中磺化法、吸附法和絡合法是可以直接生產間二甲苯的工亞化方法磺化法是比較落后的工藝，乙烯生產的原料三分之二以上是天然氣和凝析油，裂解汽油中回收的芳烴很少，在裂解汽油進一步加工前必須先加氫處理。煤焦氣由煤氣、焦油和水組成，其中焦油中含有甲苯和二甲苯。
絡合分離的間二甲苯可以單獨作為產品，也可異構化制取對二甲苯。絡合法是利用一些化合物與二甲苯異構體形成絡合物的特性來達到分離各異構體的目的。在不加入BF3時，烴和酸的互溶度
吸附分離法是工業化并迅速處于領先地位的二甲苯分離方法。吸附塔采用Sorbex模擬移動床，分子篩吸附劑，一起進加熱爐，加熱到反應溫度后進異構化反應器，塔頂脫除輕組份，塔底流出物進脫鄰二甲苯塔，每隔一定時間，其它采用氣相分子篩RAX1吸附分離間二甲苯。Sorbex工藝為液相吸附工藝，吸余液經吸余液罐進入吸余塔，塔頂蒸出甲苯作脫附劑，在一特定時間，吸余液為間二甲苯，經冷卻后進入吸余液罐，組合工藝由精密分餾、吸附分離和異構化三個單元組成，吸附間二甲苯的專利技術有以鄰二甲苯為原料，原料鄰二甲苯或含低乙苯的混合二甲苯與反應產物換熱，脫附液經中間罐進入脫附液塔，利用模擬移動床生產間二甲苯達到生產高純度的間二甲苯，其余的返回原料罐作異構化原料，塔頂蒸出脫附劑甲苯。吸附劑選擇吸附對二甲苯，反應物料經換熱冷卻后進脫輕芳烴塔，接衡時用經加熱、蒸發的甲苯作脫附劑進行脫附，脫附液經冷卻后進入脫附液罐。分子篩固定不動，經加熱、蒸發進入吸附柱，置換出吸附劑中殘留的間二甲苯，脫鄰二甲苯塔頂蒸出間、對二甲苯經蒸發器蒸發并加熱進入吸附柱，料口的切換靠旋轉閥實現，塔頂蒸出鄰二甲苯返回作異構化原料，進出料口越多越接近于連續，塔釜高濃度對二甲苯一部分去吸附作置換劑，置換過程是用脫附下來的對二甲苯作置換劑。
磺化法是較早的間二甲苯分離法，磺化法的主要缺點是生產過程產生大量廢酸，造成環保問題。得到間二甲苯磺酸水解間二甲苯磺酸以后，蒸餾切取餾份，得到成品。
摘要：我院“工業分析與檢驗專業”省級特色專業建設以石油和化工行業發展的需求為導向，以湖南省岳陽石化基地為依托，以“雙師”結構教學團隊為保證，以“職業崗位明確，層次定位準確，培養模式先進，專業特色鮮明”為目標，凝聚力量，重點搞好了創新校企合作體制機制、改革人才培養模式、深化專業課程體系改革、加強教師隊伍建設、改善實踐教學條件、擴充專業教學資源、改革教學管理制度和提高社會服務能力等八個方面的建設，逐漸形成了我院工業分析與檢驗專業鮮明的專業特色，并使本專業畢業生具有了較強的知識、能力和職業素養，勝任石油化工分析檢驗工作，進而為地方經濟發展作出了貢獻。
關鍵詞：工業分析與檢驗專業 省級特色專業 石化行業
湖南石油化工職業技術學院工業分析與檢驗專業一直準確定位于培養石油化工行業高素質的化驗分析高技能型人才，具有鮮明的石化行業特色。石油化工產業是湖南省最大的千億產業群之一，是湖南省的支柱產業，“十二五”期間我省將進一步拉長在湘石化產業鏈條，做大做強石化產業集群。本專業的定位適應湖南石化產業“十二五”戰略發展要求，滿足了全省石化產業和岳陽區域經濟發展對工業分析與檢驗專業人才的巨大需求。在“十二五”的開局之年，我院的工業分析與檢驗專業被確立為“湖南省高等職業院校特色專業”建設項目。關于如何建設“省級特色專業”，我認為應突出“特色”二字。本專業的“特色”主要體現在三個方面：一是本專業由長煉職工大學、長煉職工培訓中心、湖南長嶺石油學校和長煉技工學校的分析專業合并而成，本專業出身于石化企業，石化行業背景深厚，校企融合度高；二是石化產業為湖南省支柱型產業，本專業服務于地方經濟，對于地方經濟發展具有一定的推動作用；三是湖南石化職院坐落在岳陽市云溪區這一湖南省石化產業基地腹地，毗鄰中石化長嶺分公司和巴陵分公司、岳陽云溪化工園區，本專業學生在校期間有機會深入企業，感受石化企業文化，學習操作技能，形成職業化素養。本專業畢業生走上工作崗位以后，具有很強的適應能力。工業分析與檢驗專業應充分利用自身“特色”，按照“以服務為宗旨，以就業為導向，走產學研結合的發展道路”的高等職業教育辦學方針，建設湖南石化分析檢驗高技能人才培養基地，打造省內一流、國內知名專業。具體而言，“工業分析與檢驗專業”建設“省級特色專業”應做到如下幾個方面：
1 建設“校企一體、共生共榮”校企合作長效機制
工業分析與檢驗專業應以CEA（長嶺地區經濟合作協會）為基礎建立校企合作平臺，進一步加強與湖南石化職院的辦學母體——中石化長嶺煉化公司（簡稱“長煉“）的聯系，共同確定人才培養規格、共建實習實訓基地、共建校園文化與職業文化、共管畢業生就業，共同開展應用技術研究，專業教師與企業技術人員互培互聘，合作企業參與人才培養全過程。以“合作辦學、合作育人、合作就業、合作發展”為主線，做到“資產運用一體化、教學培訓一體化、育人用人一體化、專兼職教師一體化”，形成“校企一體、共生共榮”的校企合作長效運行機制。為加強學院與企業、地方服務機構的信息溝通，促進校企合作機制有效運行，本專業應建立并不斷完善信息化市場運作平臺。該平臺使本專業學生方便在長嶺地區企業實習和就業、共享政府職能部門搭建的高技能人才用工、培訓信息平臺，同時，學院還將與地方和國內規模較大的化學工業園區、信息咨詢公司等合作構建信息交流平臺，切實落實“以就業為導向”的辦學指導思想，保證專業人才“訂單式”培養比例達到50%，一次性就業率達到95%以上。
2 創建“工學結合兩主體、校企合作三對接”專業人才培養模式
工業分析與檢驗專業應以“能力本位”為主體，兼融“知識本位”，充分結合企業分析檢驗崗位的核心競爭力，把學生分析檢驗能力培養放在突出位置。同時，重視學生的創新精神、職業態度、職業品格的形成，培養高素質的、具有較強綜合職業能力的分析檢驗人才。依托辦學母體企業——中石化長嶺煉化公司及相關企業，實現學校與企業“兩主體”育人，繼續深化已有的“2+1”、“雙證書”、“訂單培養”等人才培養模式改革，逐步形成“學校培養過程對接企業工作過程，學校教學內容對接行業先進技術，學校教學活動對接崗位生產實踐”的專業人才培養模式。本專業應每年對岳陽、湖南省和國內石化產業發達地區各進行一次工業分析與檢驗專業人才需求市場調研，撰寫年度市場調研報告，結合工業分析與檢驗崗位知識、技能和職業素養，確保人才培養目標緊貼市場需求。面向地方區域企業，依托行業企業，依據人才培養目標，與企業共同制訂工學結合專業人才培養方案。基于“培養過程對接企業工作過程，學校教學內容對接行業先進技術，學校教學活動對接崗位生產實踐”，創新專業人才培養模式。大力推行“校企深度合作、企業全程參與”的訂單式專業人才培養模式，強化訂單培養，教學計劃、課程設置以及課程質量監控等，主要由企業專家和技術人員把關，加強對企業分析檢驗崗位所需的知識、技能、態度的培養。
3 基于“素質核心、能力本位”課程理念，建設“四個職業化”課程體系
工業分析與檢驗專業課程體系的建設思路是：基于石化分析檢驗過程，以就業崗位的工作過程為導向，以培養學生的實際能力為主線，以市場需求為目標，著重培養學生的專業能力、方法能力、社會能力，構建四個“職業化”課程體系。
基于“素質核心，能力本位”的課程理念，適應湖南、岳陽石油化工產業發展對人才的多元化需要，以人的發展為核心，面向學生職業生涯，建設基于工作過程的項目化職業能力訓練課程體系和基于價值引導的人文化素質培養課程體系。
本專業應以石油、化工產品分析檢驗職業工作過程為導向，通過對石油化工行業職業崗位深入調查研究，和中石化長嶺分公司的現場專家一起對完整的石油、化工產品檢驗過程進行典型職業工作任務分析，引入國家職業技能鑒定標準、石油化工行業標準，與上述合作企業共同構建基于石油化工產品分析檢驗過程的專業課程體系。而后對課程體系進行整合，完善專業課程體系，重點建設《化學分析》、《儀器分析》和《油品分析》3門主干課程、《分析化學》、《油品分析》、《工業分析》和《環境分析》4門特色教材及對應的多媒體課件，并積極開展教學改革項目研究工作。在整個課程體系改革建設中，邀請中石化長嶺分公司相關專家全程參與，結合崗位操作最新標準，確保課程體系、課程結構、課程內容、教學組織形式“職業化”。
關 鍵 詞:國際直接投資;內資;替代作用;Panel Data分析方法;民營資本
中圖分類號:F42 文獻標識碼:A 文章編號:1008-2972(2007)03-0019-03
一、引言
在全球化的經濟格局中，國際投資扮演著越來越重要的角色。國際投資就其本質而言屬于國際資本流動，從上世紀80年代以來，國際直接投資作為國際資本流動的主要方式其地位與重要性顯著增強。國際直接投資的增長明顯快于國際貿易和生產的增長，國際直接投資占GDP的比重和總投資的比重不斷提高。根據聯合國貿發會議（UNCTAD）的報告，自1980年以來國際直接投資占世界GDP的比重已翻一番多。國際直接投資對于發展中國家顯得尤為重要，根據世界銀行的統計，國際直接投資在提高發展中國家的“經濟體質”方面取得了良好的效應，同時也提高了發展中國家在世界經濟中的參與度。改革開放后，中國吸引國際直接投資的力度在加大。特別是在2001年后，中國連續幾年超過美國成為全球吸引國際直接投資最多的國家。截止2004年底，中國實際利用外資累計達5600多億美元，其中絕大部分為直接投資，國際直接投資對中國經濟發展的影響是巨大的。
在國際直接投資效應的理論研究中，對國際直接投資與國內經濟增長關系的研究主要集中在溢出方面的研究，國際直接投資與國內投資關系研究很少，而這方面的研究主要集中在分析兩者之間的擠出與擠入效應。本文在這些研究的基礎上，深入一步探討經濟發展中外資與內資的作用以及兩者之間替代作用的可行性分析，并通過中國經濟的發展數據進行相關的實證分析。
二、模型的借鑒和拓展分析
在經濟增長模型特別是20世紀60年代后的“新增長理論”模型中，在分別強調了技術、資本、勞動力等因素作用的同時，有將不同資本納入宏觀生產函數進行解釋的趨勢，本文首先對Barro（1995）提出的生產函數進行分析，然后探討內資與外資之間的替代性。
Barro的生產函數為：
式中A代表環境因素，L代表人力資本，K代表中間產品的集合，不同的中間產品用x(i)表示，當K代表資金投入時可解釋為資本品。假設中間品共n種，其中n1為內資企業提供，n2為外資企業提供。同時假設發展中國家的技術主要來源于外資企業的擴散，而發展中東道國必須提供基礎設施等相關支持所付出的成本為F。設N為外資國中間品生產數量，F=F (n2/n， n/N)，則可知當外資比例越高時，吸收外資技術擴散所花費的成本越低；而東道國資本品占外資國資本品比例越小時，表明技術差距越大，則吸收與模仿先進技術的成本就越小，即:
1937年，Durand提出了Cobb-Douglas生產函數的改進，允許要素的產出彈性之和大于1，即生產函數可以是規模報酬遞增的，產出彈性取決于參數的估計結果，本文也是基于此考慮的。
三、實證的方法、結果與分析
1．實證分析的計量檢驗方法
實證分析研究中通常采用的方法是進行時間序列或截面數據的回歸計算，這樣的計算存在一定的局限性：一方面，在分析我國經濟現象時，由于改革開放前數據統計的不規范與缺失，樣本顯得較少；另一方面，由于我國地區間經濟差異性大，單純采用截面數據不能全面和動態地反映經濟態勢。由于面板數據分析方法具有控制解釋變量共線性問題等優點，且較好地解決了上述方法存在的問題，本文采用面板數據方法進行實證分析。本文選取1999年至2003年5年間全國28個省、市、自治區的相關數據，這些單位包括：東部地區：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、廣西；中部地區：山西、內蒙、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖南、湖北；西部地區：四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、新疆。所有的原始數據都是來自于《中國統計年鑒》或根據《中國統計年鑒》內容計算所得，計量運算是采用Eviews5.0軟件完成的。
本文的面板數據分析中由于考慮的主要是橫截面單位，所以采用的是固定效應模型。在使用固定效應模型時通常要進行如下兩個假設：
假設1：截距（C）與斜率（α，β，γ，δ）是固定的
LnYit=LnA+αLnLit+βLnK1it+γLnK2it+uit
i = 1，2，……，n；t = 1，2，……，T
假設2：斜率（α，β，γ，δ）是固定的，而截距（C）不同
LnYit=LnAit+αLnLit+βLnK1it+γLnK2it+uit
如果第一個假設不成立，則采納第二個假設，對假設的檢驗是通過F 檢驗進行的，即檢驗統計量 [(S1 -S2)/(n-1)]/[S2/(nT-n-k+1)]~F(n-1，nT-n-k+1)
其中：S1、S2分別是對假設1、假設2回歸后得出的殘差平方和，k為斜率的個數減1。
首先進行上述回歸分析檢驗，確定假設模型的最終形式。
2．計量結果
對模型分別進行檢驗、計量運算并整理后得到如下結果：
3. 結果分析
利用上述計算結果可以進行下述分析：
（1）從全國范圍內來看，模型的擬合程度很好，能從整體上解釋中國工業經濟的增長。而且，內資與外資的單個要素的解釋能力也很強，這說明內資與外資均對中國工業經濟的增長起著重要的作用。但是，內資的產出彈性明顯地小于外資，這說明內資的效率遠遠低于外資的效率。
（2）從東部、中部地區看，情況與全國范圍內狀況大體相似，但西部地區的情況有所不同，產出彈性為負，盡管這負數很小，也說明在西部地區外資對工業產出有很弱的負面影響。
（3）依次從東部、中部、西部地區看，無論是內資還是外資，其產出彈性均呈下降趨勢。這說明東部、中部、西部利用內資和外資的效率有高、中、低之分。東部地區在使用資金方面有較明顯的優勢。
（4）對于西部地區的外資對工業產出弱的負面影響可作如下分析：Moschos(1989)在研究中提出經濟發展的門檻效應，說明經濟發展達到一定程度后出口擴張才對經濟增長有正面促進作用；何潔（2000）的研究結果也表明，在中國西部經濟較落后地區，國際直接投資對內資工業產出有抑制作用，說明外資在西部有“擠出”效應。本文研究也表明在中國西部地區外資對內資有負影響，從而整體上導致外資對西部工業的弱負效應。
（5）東部、中部、西部地區的工業部門的內資產出彈性雖有高、中、低之分，但差距并不明顯，這說明內資工業部門技術效率和管理效能并無地域上的明顯差異，這可能是國有工業整體效率的低下造成的。盡管我國東部地區民營經濟近年來發展迅猛，但內資工業整體效率比起中西部地區并不具備明顯優勢。而外資產出彈性在各地區間的差距明顯，這說明東部地區更早地采取了更加優惠靈活的吸引外資的政策，且在基礎設施、地理位置、觀念和政府管理水平等方面具有一定的優勢，加上東部具有較高的人才積累和技術基礎，國際直接投資的優勢更能得到充分的發揮。
（6）總體來說中國工業經濟增長中外資對內資并沒有“擁擠性”，外資主要從事技術水平相對較高的產業，是外資產業轉移的延伸。外資與內資均是中國工業經濟增長中的要素，外資與內資的投資仍是中國工業增長的主要原因，吸引外資中的高技術仍是引進外資的重要內容，而這彌補了內資技術水平上的不足。
四、結論
從上述的分析可以知道，從全國整體范圍來看，外資對中國工業經濟增長具有正面的促進作用，外資的效率高其主要原因是外資的許多產業是技術密集型產業，這種情況在東部地區表現的更（下轉第49頁）（上接第21頁）為明顯，因此，全國尤其是東部地區要將引進國外特別是跨國企業的資本與技術作為引進外資的重中之重，利用引進外資不斷縮小與國外先進技術的差距，利用外資不斷進行產業結構的調整。從外資進入中國的規模和速度來看，說明我們有許多有利政策和環境影響了外資的進入，勞動力成本低、市場巨大、包括優惠稅收等政策在內的措施到位，政局穩定，基礎設施較好均是吸引外資的原因。在繼續制定全國性引進外資優惠政策的同時，我們也要形成外資的競爭市場，保證引進外資存量的同時，以吸引多方外資特別是跨國公司間的投資競爭為目的，從而不斷提高引進外資的技術含量。
在內資工業方面，我們應該采取措施繼續堅決地讓國有工業從競爭性領域退出，鼓勵與扶持民營資本成為我國工業的發展主角，廢除一些限制民營資本進入和成長的不利政策，全方位促成民營資本成為民族工業的生存、發展和強大的動力，讓民營資本在與外資的競爭中壯大起來。
在中西部發展問題上，我們應該力促西部地區盡快跨越經濟發展的“臨界點”，為中西部地區制訂更加優惠政策，培養良好發展環境，加強基礎設施建設，大力吸引外資與民營資本來共同開發西部地區，東部、中部地區在發展的同時可有意識地加快對西部地區的產業轉移以實現共同發展。
參考文獻：
[1]楊大楷，劉慶生，劉偉. 中級國際投資學[M]. 上海財經大學出版社，2002.
[2]Soto,Marcelo. Capital Flows and Growth in Developing Countries:RecentEmpiricalEvidence[C].2000,july,OECDDevelopment Center.
[3]Jordan,J.L. How to keep GrowingNewEconomics[C].Federal Reserve Bank ofCleve land:Economic commentary,2000.
[4]Koizumi,T.and K.J.Kopecky. Foreign Direct Investment,Technology Transfer andDomestic Employment Effects,Journal of International Economics[J].1980,February,1～20.
[5]Eduardo Borensztein. How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth? [C].NBER Working Papers,NO5057,1998.
[6]王志鵬，李子奈. 外資對中國工業企業生產效率的影響研究[J]. 管理世界，2003，（4）.
[7]何潔，許羅丹. 中國工業部門引進外國直接投資外溢效應的實證研究[J]. 世界經濟文匯，1999，（2）.
[8]王志樂. 跨國公司投資對中國經濟的正反兩方面影響[J].管理世界，1996，（3）.
[9]張帆，鄭京平. 跨國公司對中國經濟結構和效率的影響[J].經濟研究，1999，（1）.
關鍵詞：農產品加工業；農民；格蘭杰因果檢驗；海南省
中圖分類號：F320.1 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）31-0032-04
一、引言
增加農民收入一直是各級政府部門關注的重要問題。海南農村人口占80%左右，農民增收和農業現代化水平的提高是海南經濟發展的重點。糧食、果蔬等作為初級產品銷售，利潤微薄，農民收入難以增長且不穩定。大力發展農產品加工業，通過對農產品精深加工，既能提高農產品的附加值，又能吸納大量的農村剩余勞動力，拓寬農民增收渠道。通過延伸產業鏈條，農民還可從產業鏈條各個環節上取得平均利潤。隨著海南國際旅游島建設規劃綱要獲批，“國家熱帶現代農業基地”也成為海南省六大戰略定位之一。在此定位下，海南正在積極地建設現代農業基地、農產品加工園區及瓜果菜預冷處理系統，為海南農產品加工業發展拓寬道路。
“十一五”期間，海南農產品加工業產值年均增長率為11.34%，2010年比2005年增長90.56%。海南農民人均收入本世紀以來一直保持正的增長率，年平均增長率由“十五”期間的8.32%上升到“十一五”期間12.83%，近兩年，其增幅居于全國前列。2010年，海南農民人均純收入為5 275.37元，低于全國平均水平，收入來源主要是家庭經營收入，為3 563.31元，占全部收入的67.55%。
國內學者對海南農產品加工業的研究中，甚少涉及農產品加工業發展對農民增收的影響，尤其是從定量的角度分析農產品加工業與農民收入的關系。本文選取海南省1995—2010年的農產品加工業總產值和農民人均純收入值，通過平穩性檢驗、協整分析和格蘭杰因果檢驗，對其關系進行實證，以期為海南熱帶現代農業基地建設提供參考。
二、協整檢驗的步驟與方法
經濟學中，關于時間序列經濟變量之間因果關系的分析，學者們經常運用格蘭杰因果關系檢驗法。此檢驗法的前提是，時間序列具有平穩性，或非平穩序列存在協整關系[1]。確定是同階平穩序列后，可進行協整檢驗。如果存在協整關系則可運用格蘭杰因果關系檢驗法檢驗兩個變量之間是否存在因果關系。
（一）平穩性檢驗
一個時間序列如果有穩定的期望值和方差，就叫做平穩的時間序列；反之，均值和方差隨著時間變化而變化，則為非平穩時間序列。如果時間序列非平穩，依然對其進行回歸分析，有可能出現謬誤，得到虛假的結果。對一系列時間序列變量平穩性進行檢驗的方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法主要有三種：DF（Dickey-Fuller）檢驗法、 ADF（Augmented Dickey-
Fuller Test）檢驗法和PP（Phillips-Perron）檢驗法。這里采用目前使用較廣泛的ADF檢驗法。如果經過檢驗，發現變量是非平穩的，則需要對其差分進行平穩性檢驗。如果非平穩時間序列經過d次差分后達到平穩，則稱其為d階單整序列。所用變量同階單整是變量之間存在協整關系的必要條件[2]。
（二）協整檢驗
兩個時間序列變量存在的一種長期的穩定關系叫做協整關系。現實經濟中的時間序列數據往往可能是非平穩的，但多個時間序列數據的組合卻有可能保持長期穩定的均衡關系。協整檢驗主要思想是如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩的誤差序列，則這些非平穩時間序列存在長期的均衡關系，或者說這些序列具有協整性[3]。對于兩個非平穩序列，在回歸之前要對其進行差分，差分可能導致兩個序列之間的重要信息損失，為實現對非平穩時間序列進行回歸而又不會導致錯誤的，需要對時間序列數據進行協整檢驗。
檢驗協整性的最典型的方法是Engle-Granger（1987）法，簡稱EG兩步法，它能檢驗兩個變量之間的協整關系。對于多個變量的檢測則可采用另外一種稱為Johansen極大似然估計的方法，該法由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出，且可以用于檢驗多個變量，同時求出他們之間的若干種協整關系[4]。
本文采用E-G兩步法進行協整檢驗，第一步是用OLS法對方程進行協整回歸，檢驗變量間的協整關系估計協整向量（長期均衡關系系數）。對于同階時間序列yt和xt，可用一個變量對另一個變量回歸，即
yt=α+βxt+μt （1）
然后得到殘差估計值：
μt=yt-α-βxt （2）
對殘差序列ut進行ADF檢驗，若殘差平穩，則表明變量間是協整的，可進行第二步，即進行誤差修正模型（ECM）的估計。
如果對成為平穩序列的差分形式dyt和dxt進行估計，則會導致水平信息的缺失，模型只能表達y和x的短期關系，建立誤差修正模型的作用就在于通過建立短期動態模型來彌補長期靜態模型的不足。這樣既可以考察變量之間長期的因果關系，又可以考察短期中的因果關系[5]。
將第一步中得到的殘差作為非均衡誤差項加入到誤差模型中，對于（1，1）階自回歸，可建立如下誤差修正模型：
dyt=βdxt-λ（yt-1-α-βxt-1）+εt （3）
然后繼續用OLS方法估計相應參數。
（三）格蘭杰因果關系檢驗
通過協整檢驗，表明變量間存在長期的均衡關系，但是否存在因果關系還不能確定。可采用格蘭杰因果關系檢驗法來判斷一個變量是否是另一個變量的原因。
Granger從預測的角度給出了因果性的一個定義：如果有助于預測，則是Granger的原因。將過去的信息從信息集中去除不會改變對的最優預測，則不是Granger的原因。相反，會改變預測，即是Granger的原因，即將過去的包含在信息集中可提高對的預測[6]。
如果要得到X是引起Y變化的原因的結論，我們必須拒絕X不是引起Y變化的原因的原假設，同時接受Y不是引起X變化的原因的原假設[7]。本文將在協整檢驗的基礎上，采用格蘭杰因果關系檢驗法進行檢驗。
三、數據選取與實證分析
（一）數據來源及處理
海南省農產品加工業囊括了《中國統計年鑒》上的12個行業，包括農副食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草制品業、紡織業、紡織服裝鞋帽制造業、皮革毛皮羽絨及其制品業、木材加工及竹藤棕草制品業、家具制造業、造紙及紙制品業、印刷業記錄媒介的復制和橡膠制品業。本研究用海南省農民人均純收入（Y）表示農民的收入水平，數據來自歷年的《中國統計年鑒》。用農產品加工業總產值代表海南農產品加工企業的實力水平，農產品加工業總產值（K）來自12個行業工業總產值之和，數據來自歷年的《海南統計年鑒》。1995年數據指鄉及鄉以上農產品加工企業工業總產值，1996—1999年的數據指大中型加工企業的農產品加工業總產值，2000—2010年數據主要指規模以上加工企業的農產品加工業總產值（見表1）。
（二）實證分析
1.變量的平穩性檢驗。為消除異方差的影響，對Y、K兩個時間序列取自然對數，記為LnY、LnK。采用EVIEWS6.0數據分析軟件，對變量LnY和LnK進行ADF單位根檢驗。格蘭杰因果檢驗要求時間序列數據是平穩變量，如果LnY和LnK是1階單整變量，是平穩的，則可對二者進行協整檢驗。檢驗結果（見表2）。
從上頁表2可知，LnY和LnK的ADF檢驗值均高于5%顯著性水平下的臨界值，所以，存在單位根，原時間序列是非平穩時間序列。進一步對它們的一階差分進行檢驗，結果顯示，Y和K的一階差分的ADF值均低于5%顯著性水平下的臨界值，通過了平穩性檢驗，說明Y和K在95%的概率下是一階單整序列，滿足了協整檢驗的前提條件。
2.協整檢驗。由以上的平穩檢驗得出LnY和LnK均為一階單整序列，因而可以對變量間的協整關系進行檢驗。本文采用E-G兩步法，根據該方法，以LnY為因變量、LnK為自變量，進行OLS回歸分析，得出的回歸結果為：
LnYt=-0.5662+0.6102LnKt （4）
（-0.84） （12.53）
R2=0.92 F=157.05 DW=1.54
如果LnY與LnK之間具有協整關系，則方程（4）中的殘差項ut應該是平穩的。于是，繼續用ADF檢驗法對（4）中的殘差項進行平穩性檢驗，結果（如表3）：
由表3可知，殘差序列ADF檢驗值通過5%顯著性水平檢驗，可以判斷殘差序列是平穩序列，證明LnY和LnK之間存在協整關系。并且，由（4）式可看出LnY和LnK是正相關關系，其經濟意義為，從長期來看，農產品加工業每增加1個百分點，農民收入將會增加0.6102個百分點。
3.誤差修正模型（ECM）估計。由以上的分析可知，LnY和LnK之間存在（1，1）階協整關系，如果就以差分形式建回歸模型，那么這樣的模型只能表達LnY與LnK間的短期關系，而不能揭示它們間的長期關系。
因此，需將以上回歸方程的殘差項作為誤差修正項，把誤差修正項看作一個解釋變量，建立短期模型，即誤差修正模型：
DLnYt=βtDLnK-λ（ecmt-1）+εt （5）
根據Granger定理，估計誤差修正項為：
ecmt-1=LnYt-1+0.5662-0.6102LnKt-1 （6）
將（6）式代入（5）式誤差修正模型，用OLS法估計相應參數，得到的誤差修正方程為：
DLnYt=0.0642+0.1489DLnKt-0.5442ecmt-1 （7）
（2.5456） （1.0404） （-2.5098）
R2=0.35 DW=2.26
誤差修正模型中的誤差修正項反映了長期均衡對短期波動的調整力度。農民收入的短期波動一方面是農產品加工業產值波動的影響，另一方面是偏離長期均衡的影響。誤差修系數為負，體現了反向修正機制，上一期偏離均衡狀態越遠，本期修正力度越大。誤差項ecmt-1估計的系數為-0.5442，表明，當海南農產品加工業產值對農民收入的短期波動偏離長期均衡時，系統內的誤差修正機制將以54.42%的力度將其拉回長期均衡狀態，調整速度較快。LnY關于LnM的短期彈性是0.1489，即農產品加工業產值每增加1%，農民人均純收入將增加0.1489%。
4.格蘭杰因果關系檢驗。協整檢驗證明了農產品加工業發展和農民人均純收入之間存在長期均衡關系，但尚不清楚這種均衡關系是否存在因果關系，還需進行格蘭杰因果檢驗作進一步驗證，這里采用滿足平穩性要求的DLnY與DLnX進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果（如表4）。
Granger因果檢驗結果表明，當滯后期長度為1～3時，均接受原假設，海南農產品加工業與農民收入之間不存在格蘭杰因果關系。雖然海南農產品加工業發展和農民收入之間長期內存在相互影響的關系，但并不存在直接或著必然的聯系，因此不能簡單的認為海南農產品加工業的發展導致了農民收入的增長。這說明，海南農產品加工業發展水平低，農產品加工轉化率低，農產品加工業的發展對農民收入增長的拉動效應尚不明顯。
四、結論與建議
通過對海南省1995—2010年期間的農產品加工業產值與農民人均純收入進行相關性分析，可知海南省農產品加工業產值與農民人均純收入之間存在協整關系，農產品加工業的發展是影響農民收入增長的原因之一。兩者間的長期均衡關系如方程（4）所示，農產品加工業產值每增加1個百分點，農民收入將會增加0.6102個百分點；兩者間短期動態關系如方程（7）所示，農產品加工業產值每增加1個百分點，農民收入將增加0.1489個百分點。但是農產品加工業產值不是農民收入增長的Granger原因，可能是因為海南農產品加工業發展水平目前較低、總量較小，尚未能顯著影響農民收入的增長。
根據上述的分析給出以下建議：第一，立足本地優勢，提升加工水平。2010年，中國農產品加工業與農林牧漁業總產值的比值已達到2.04，而海南僅為0.33，不及全國2000年0.38的水平，海南農產品加工業尚有較大發展空間。海南省熱帶農產品豐富，加工原材料較易得到滿足，但由于熱帶水果鮮食比例大，鮮果價格時而波動，農民收入不易得到保障。對于有一定規模產量的熱帶果蔬，海南應充分發揮其原料優勢，大力發展農產品精深加工業，提高農產品加工轉化率。海南農產品加工企業，大多加工技術水平低、設備落后，生產的中低檔產品多、精深加工產品少。隨著中國—東盟交流日益廣泛頻繁，海南應充分抓住大好機會，加強與東南亞國家在熱帶農產品加工與發展方面的交流，扶持龍頭企業發展高新技術，引進國內外先進技術和生產管理人才，借鑒其他熱帶水果加工水平較高的國家和地區，提升農產品加工業技術創新水平和加工水平。第二，充分利用海洋資源，大力發展水產品加工業。海南是中國擁有最多海洋資源的省份，海域面積約為全國的2/3。隨著近海捕撈資源的衰退，海南省應堅持以市場為導向，鼓勵發展養殖業，建立標準化水產養殖、加工基地，促進水產品加工、出口與養殖協調發展。針對水產品精深加工能力不足的現狀，海南加工企業應積極引進先進技術，提高加工工藝，創造知名品牌。鼓勵龍頭企業與當地漁（農）民建立產供銷等直接利益關系，帶動漁（農）民發展致富。第三，加強基礎設施建設力度。加大對道路、農產品物流、冷藏設施及通訊等基礎設施建設投入，為擴大鮮果和加工農產品對外銷售創造便利的條件。加強信息網絡建設，及時高效的提供海南農產品方面的市場信息。增強相關部門如強駐島外農產品流通辦事處的功能，提高其信息收集反饋服務水平。完善農產品質量檢測體系，加強質量檢測硬件和軟件建設，保證海南農產品高質量，塑造綠色無疫高質量品牌形象。第四，保護生態環境，降低污染。海南是全國的無疫區，熱帶高效綠色無公害成為海南農業最大的特色，也是消費者認可和選擇海南農產品及其加工產品的關鍵因素。由于農業生產、旅游開發、地產開發及工業發展，農藥化肥、生活垃圾、廢水廢氣等直接破壞著海南的生態環境，海南各地的生態環境已受到不同程度的破壞，不利于海南農業、旅游業甚至海南經濟的可持續發展。海南應做好生態保護規劃及開發建設規劃，實施嚴格的環境保護標準，加強環保基礎設施建設，同時加強監督。政府應努力推動生產方式改革，推動綠色高效節能生產，以此保證農產品及其加工品的質量水平，提高海南農產品競爭力，也為海南現代農業良性循環發展及在較長時期內維持農業生產者的利益提供保障。
參考文獻：
[1] 李明賢，羅荷花，楊迪航.中國農戶融資與農業增長、減貧的實證分析[J].農業現代化研究，2010，（5）.
[2] 閆奕榮，王滿倉，李志軍.西部地區對外貿易與經濟增長的協整及因果關系檢驗[J].西北大學學報：哲學社會科學版，2007，（3）：38-41.
[3] 張利亞.基于協整與誤差修正模型的預測[D].武漢：武漢科技大學，2006.
[4] 曹裕，謝良，賀礫輝.湖南對外貿易與經濟增長的協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗[J].湖南文理學院學報：社會科學版，2007，（6）：40-44.
[5] 王洪亮，徐霞.日本對華貿易與直接投資的關系研究（1983—2001）[J].世界經濟，2003，（8）：28-37.
關鍵詞：校企合作 人才培養模式 改革
【中圖分類號】G【文獻標識碼】B【文章編號】1008-1216（2015）07C-0016-02
隨著我國經濟的發展，化學工業在國民經濟中的地位迅速提升。“十一五”期間，化工行業得到迅速發展，對化工類高技能人才的需求持續增加。如何培養適應區域經濟高速發展的技術技能型人才，提高人才培養質量，是高職院校面臨的機遇與挑戰。內蒙古化工職業學院工業分析與檢驗專業于2010年8月立項為國家級骨干校重點建設專業，獲得中央財政和地方政府建設資金支持，開展建設工作。依托專業建設理事會搭建的平臺，專業帶頭人和骨干教師赴各地開展調研工作，科學定位分析專業人才培養目標，整合校企教學資源，修訂專業人才培養方案，優化專業課程體系和教學內容，推進教學方法改革，開發工學結合人才培養模式，為進一步提高人才培養質量積極探索，積累經驗。
一、 社會調研
（一）調研背景
1. 行業發展背景
《石油和化學工業“十二五”發展規劃》中指出，我國石油和化學工業已進入由大國向強國轉變的新階段。要調整優化產業結構，全面提升科技創新能力，促進行業節約安全清潔發展，實施“質量興業”戰略，實施質量品牌戰略，建立健全“行業自律、企業主體、社會監督”的質量工作體系，建立行業產品質量監測預警網絡平臺，形成行業產品質量發展合力推進機制。這為我院工業分析與檢驗專業的建設發展創造了良好的背景條件。
2. 人才需求情況
2010年，內蒙古石油和化學工業協會對全區32家化工企業進行了抽樣調查。調查結果顯示：工業分析與檢驗專業高素質高技能人才需求量約為化工類專業的30%。我專業每年的畢業生約為100人，為滿足區域產業快速發展需求，培養高素質技能型工業分析與檢驗專門人才甚為緊迫。
3. 專業背景
工業分析與檢驗專業是自治區級品牌專業，工業分析核心課程教學團隊是級教學團隊。幾年來，已經為化工行業培養輸送了大量的化工人才，畢業生就業率持續上升，也得到用人單位的廣泛贊譽。
（二）調研內容
內容包括：1.關于工業分析與檢驗專業人才的社會需求情況調研。2.關于工業分析與檢驗專業的畢業生就業的職業崗位及能力需求調研。3.關于工業分析與檢驗專業人才培養情況的調研。4.關于畢業生就業情況的調研。
（三）調研的方式及調研對象
1. 調研方式
調研人員親赴企業生產一線，走訪企業管理人員、分析檢驗技術人員、分析車間班組長、分析操作工并發放關于企業對高職生素質要求調查問卷、關于企業員工的調查問卷、關于工業分析與檢驗專業畢業生的調查問卷、分析類崗位設置情況的調查問卷，收集整理并做數據分析。與企業人力資源部門領導、業務管理層和往屆畢業生分別座談。
2. 調研對象
深入化工企業與企業人力資源部負責人、質檢中心主任、技術員等座談和填寫調查問卷;與已就業的畢業生座談并填寫調查問卷。
（四） 關于工業分析與檢驗專業人才的社會需求情況調研
1.人才需求量調研
全區化工類企業約有12000家，我專業近3年畢業生僅有338人，所以畢業生就業前景良好。
2.從業人員人才質量調研
根據調研數據統計，61.98%的從業人員具有職業資格證書，具有高級工證的僅占9.86%，說明從業人員中，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%的用人單位“重視”或“比較重視”應聘學生獲得職業資格證書，對人才具有的職業能力有較高的訴求。
數據顯示，12.68%的從業人員具有技術職稱。從學歷結構上看，具有本科及以上學歷的員工僅占15.03%，專科學歷員工占員工總數的42.72%。從調研結果分析，高職院校畢業生作為專業畢業生，懂知識，有技術，已經成為工業分析與檢驗崗位的中堅力量。招聘員工中有42.25%具有高中學歷，可以獲知企業用工需求量很大。與需要進行培訓的非專業員工相比，高職分析專業畢業生更具有競爭力，就業前景良好。
調查從業人員年齡組成，年齡大于40歲，占4.7 %;30～40歲占15.96%; 20～30歲占79.34 %。從統計數據看出：分析檢驗人員年齡偏小。這些企業發展迅猛，人才需求增長較快，企業需要的是已經具備專業核心能力、動手能力強、經過短期適應性培訓就可以勝任崗位的分析測試人員，這也是專業的人才培養目標。
3. 關于工業分析與檢驗專業職業崗位及能力需求調研
與企業人力資源部負責人、技術部門負責人、一線員工座談，開展針對企業工業分析與檢驗崗位的設置和崗位能力需求的調研。
（1）工業分析與檢驗崗位設置調研
從工業分析與檢驗工作工種來分類有煤質分析、油品分析、水質分析和其他化學品分析。從崗位管理上主要分為中控分析、原材料分析、成品分析、溶液分析等。中控分析主要負責中間控制分析崗位日常工作，負責完成技術員布置的各項工作;原材料分析主要負責所有進廠原材料質量檢驗、溶液配制及小組日常管理;成品分析主要負責成品分析崗位日常工作;溶液分析主要負責溶液配制崗位的日常工作。
（2）職業崗位對專業能力要求調研
根據對行業企業調研和對分析檢驗職業崗位分析、職業能力分析，準確定位分析專業學生培養目標主要是培養化工、煤炭、石油、醫藥、輕工、環保及其相關行業，從事分析檢驗工作和實驗室（化驗室）的組織管理工作的技術技能型人才。
4. 關于工業分析與檢驗專業人才培養情況的調研
高職教育培養出來的學生今后的定位應是知識型、技能型和實用型的一線員工。對一線員工的要求是具有扎實的理論基礎、很強的實際操作能力，駕馭設備的能力，同時還應注意拓展知識，這樣培養出來的畢業生上手快、發展潛力大。企業要求學生從進廠學員學起，經過副操、主操、副班長、班長、技術員等階段，通過企業內部的題庫理論和實操考試逐步發展成“多能工”型人才。主要建議：（1）學校應加大實驗實訓教學的比例，強化操作基本功的訓練。（2）建議學校改進教學方法，理論與實踐相互穿插，分段式培養應該更能取得良好的教學效果。（3）建議為在校學生提供參加各種職業資格考試的平臺，如分析工、化學檢驗工等，為其以后就業提供更多便利。
5. 關于畢業生就業情況的調研
在調研過程中，凸顯的一個重要問題就是高職畢業生離崗率較高。高離崗率導致企業在員工培訓上投入大量人力、物力后往往得不到相應的效益。與此同時，頻繁換崗影響了畢業生的成長發展。通過調研分析，畢業生離崗原因主要有工作枯燥、勞動強度大、工資報酬低。另外，行業發展較快，人才需求量大，在不同企業之間追求利益最大化也是員工離職率高的一個重要原因。
學校應進一步加強對學生愛崗敬業、吃苦耐勞精神的培養，幫助其掌握職業道德基本規范，形成依法就業、競爭上崗等符合時代要求的觀念，樹立正確的職業理想。
二、人才培養模式改革重點
（一）堅持校企合作，人才共育
加強與用人單位的聯系，重視用人單位的信息反饋，隨時跟蹤就業市場信息，以用人單位對學生的最新要求，適時調整人才培養方案，使學校教學不斷滿足就業市場的需求。
（二）以服務于學生的可持續發展為目標，構建課程體系
分析專業人才培養除讓學生有能力就業，還應讓學生有能力發展。在教學中需要加強職業意識、職業道德、愛崗敬業的素質教育，德育為先，能力為重，以崗位需要和職業標準為依據，構建基于工作過程系統化的課程體系，服務于學生的全面發展。
（三） 遵循教育教學規律，改革教學方法
開展教學改革要遵循教育教學規律。理論知識指導實踐過程，實踐過程反作用于理論的深入，科學設計，層層深入，逐漸加強學生理論與實際相結合的能力。
1.以專業核心課程的項目化教學模式為核心
根據典型工作任務分析，分解成一般化的分析檢測工作步驟，即溶液配制-實施檢測-分析報告。結合工作過程和教育教學規律，設計項目化教學一般流程，通過項目布置-資料收集整理-制定檢測方案-實施檢測過程-提交檢測報告-項目匯報―結果評價環節完成教學任務，實現教學過程與工作過程的對接。
2.重新整合教學內容
一方面將行業規范、職業標準融入專業教學內容，重新整合、序化，強化了課程內容與職業標準的對接;另一方面密切追蹤行業發展狀況，將行業發展對職業標準及技能人才的新要求不斷反饋，及時將標準納入專業課程和實踐教學環節，更新教學內容，貼近行業發展實際，實現學歷證書與職業資格證書對接。
3.要加強實踐教學
事實證明，實踐教學對于學生檢驗所學的知識，培養學生的各方面能力有著重要作用;同時對于學生接觸、了解社會實際，認識自身優勢和不足，從而有針對性地進一步加強學習和修養，以及縮短學生畢業后對社會的適應期起到了很好的作用，應該大力加強。要加強學校和社會有關部門、行業的聯系，為實踐教學創造良好的條件;要增加學生實習的時間，并保證實習質量。
（四） 建立制度保障，拓寬校企合作領域
樹立服務意識和合作意識，定期召開專業建設理事會會議，梳理合作實施情況，總結經驗，創新合作教學模式，逐漸提高專業建設過程中企業的參與度和融入度。建立校外實訓基地，聘請企業、行業人士擔任實訓課程、畢業實習和畢業論文的指導教師，邀請行業內專家作各種講座、報告，定期安排學生頂崗實習等，大力拓寬人才培養途徑。
（五） 加快雙師素質教師引進和培養，為學院進一步發展積累人才
教師要走出去，如經常下企業調研、學習，同時還要請進來，請企業的專家和能工巧匠來學校給老師和學生上課。雙師素質教師，體現高職特色;雙師教師的素質，決定高職院校的生存能力和發展空間。
三、結束語
以校企合作、專業共建為專業發展理念開展的企業調研，充分聽取企業專家、專業指導委員會的意見，特別是向用人單位了解、調查各種職業崗位設置、能力需求，是形成能反映專業特色并符合實際要求的課程，構建整體優化的課程體系，形成工學結合的人才培養模式的理論基礎和實踐基礎。聯合行業企業的力量，積極探索人才培養模式的改革與創新將會成為專業建設的新常態。我們將繼續努力加強校企合作，推進教育教學改革，為區域經濟的發展不斷輸送合格人才。
關鍵詞：工業環境；污染；經濟發展；增長；實證研究
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2016.10.024
0 引言
經濟增長對于國家來說極為重要，其是衡量一個國家的發展潛力的重要指標。但是經濟的快速發展通常都是以損害環境為代價，工業的大量產生為環境帶來極大的污染，加重當前環境污染的嚴峻形勢。
1 實證研究的數據選擇
對于工業環境污染與經濟發展之間的相互關系，本文主要通過實證研究的方式進行分析和總結。在選擇實證的相關數據時，主要以西北地區在2003年到2015年之間工業中的廢水、廢氣以及固體廢棄物的具體數據作為此次研究的工業污染數據。在經濟增長指標方面選擇西北地區當年的人均GDP，本次研究選擇的統計數據都是從相關的權威機構進行選取。然后分別對這些數據進行分析，使用表格將分析的數據統計在一起，給人們一種清晰的感受。
2 實證分析
本次實證主要從平穩性檢驗、滯后期數確定以及協整檢驗三個方面進行具體分析，以方便進一步確認和得出工業環境污染與經濟發展之間的關系。
2.1 平穩性的檢驗
按照實證分析的求證標準步驟實行，首先對所得的數據進行平穩性檢驗，然后再考慮VAR建模的相關問題。此處在進行平穩性檢驗時選擇的是經常使用的ADF檢驗法。可以得出 D1nGDP、D1nINS02、D1nINSOLID、D1nINWATER的數據都是處于平穩狀態的。且1%的臨界值都比10%的臨界值小，故這些數據都是滿足協整檢驗的。
2.2 滯后期數的確定
在進行ADF檢測之后，接下來開始建立VAR模型，本次實證研究選取工業中的廢水、廢氣以及固體廢棄物和人均GDP作為變量，使用相關軟件自動生成FPE，AIC ， SC和HQ等標準，再根據這些標準確定VAR滯后的階數，本次確定為3階，相關數據如表1。
在表格1得出的所有數據，都是為下一步的協整檢驗做好充分的準備，在進行協整檢驗的過程中提供充實的數據基礎。
2.3 協整檢驗
在得出VAR的相關數據之后，再對其進行協整檢驗，本次實證研究協整檢驗采取的是Johannsen協整法，檢驗得出結果如表2。
分析表2通過協整檢驗而得出的相關數據，可以看出工業中的廢水、廢氣以及固體廢棄物與人均GDP之間存在著一種長期穩定的關系。
3 結論得出
在本次VAR建模過程中由于是選用的多個變量進行分析和研究，在接下來使用廣義脈沖響應函數對它進行進一步的處理，消除來自于多個變量的干擾，并使用預測方差對其進行分解，得出工業污染和經濟發展之間的關系：第一，固體廢棄物產生的量對人均GDP影響較大，產生這一現象的原因在于西北地區最近幾年內石油的煉制及應用較多，產生大量污水、廢氣以及固體廢棄物，同時帶動當地經濟發展。第二，工業上的嚴重污染換來的經濟增長速度是有限的。當發展一段時間之后，工業污染并不能換來經濟的高速發展，所起到的作用極為有限，很多情況下反而會對其產生抑制的效果。
4 結束語
從列舉的西北地區為例，可以看出工業環境污染同經濟發展之間的關系：經濟的發展往往會伴隨著工業環境的污染，但不一定工業環境的污染就會帶來經濟的增長，當環境污染達到一定程度之后，反而會對經濟發展造成很大的限制作用。因此，在大力發展經濟的同時也應當注重對環境的保護，不能以犧牲環境為代價來換取經濟的一時發展。
參考文獻：
[1]黃菁.環境污染與經濟可持續發展的關系及影響機制研究[D].湖南大學，2010.
本文采用ADF檢驗法來檢驗時間序列數據lngy，lnmfa的平穩性，檢驗標準為：當ADF統計量的絕對值小于臨界值的絕對值，則該變量存在單位根，即非平穩；若ADF統計量的絕對值大于臨界值的絕對值，則該變量不存在單位根，即是平穩。時間序列的平穩性檢驗結果如表1所示。由表1可見，lngy，lnmfa在5％的顯著性水平下，ADF檢驗的t統計量的絕對值小于所對應的臨界值，所以不能拒絕存在單位根的零假設。對lngy、lnmfa進行一階差分后再進行ADF檢驗，在5％的顯著性水平下，lngy，lnminfa的t統計量的絕對值均大于對應的臨界值，即拒絕存在單位根的零假設。因此，lngy，lnmfa均為I（1）型序列，滿足協整檢驗的前提條件。
礦業投資和工業經濟增長期均衡關系分析
1協整檢驗
目前關于協整檢驗的研究主要有兩種方法：一是Engel和Granger在1987年提出的基于協整回歸殘差的兩步法檢驗；二是Johansen（1988、1991）和Juselius（1990）提出的基于VAR模型方法的協整系統檢驗。本文依據E－G兩步法，對lngy與lnmfa進行OLS回歸，檢驗兩個變量是否存在協整關系。協整檢驗的前提是兩個變量時同階單整變量，根據上表檢驗結果可知lngy、lnmfa都是一階單整序列，因此可以進行協整回歸分析，對lngy和lnmfa進行OLS回歸，結果如下：lngy＝4．45＋0．81×lnmfa（1）（16．18）（17．75）R2＝0．94D－W＝0．43提取式（1）的殘差圖如圖2所示。由式（1）的D－W值及方程的殘差圖可以看圖2回歸估計的實際值、擬合值、殘差圖出，方程殘差呈有規律的波動，預示著方程存在自相關，需進行自相關修正，運用迭代估計法對以上回歸方程進行自相關性調整，默認迭代次數為100，誤差精度為0．001，估計方程為：lngy＝14．34＋0．054lnmfa（2）（18．78）（11．36）R2＝0．99D－W＝1．79F－statistic＝2470將此方程與以上OLS方程估計相比，方程擬合度有所提高，D－W值明顯提高接近于2，方程常數項數值變為14．34，斜率估計為0．054。因此采用式（2）作為工業產值和礦業投資的長期均衡方程。
2殘差檢驗
對殘差e進行單位根檢驗，若e是平穩的，說明兩變量之間的協整關系是存在的，反之不存在。檢驗結果如表2所示。單位根檢驗結果（表2）表明：殘差e在5％臨界值水平下為平穩序列。由此可以認為lngy、lnmfa是（1，1）階協整，存在長期穩定關系。礦業投資額的彈性系數為0．054，即從長期來看，礦業投資增加1％，工業產值將增加5．4％。
礦業投資和工業經濟增長的短期關系分析
1誤差修正模型
根據格蘭杰表述定理，如果兩變量是協整的，則他們之間存在長期均衡關系，在短期內，這些變量可以是不均衡的，兩變量之間這種短期不均衡關系的動態結構可以由誤差修正模型（ECM）來表述，即：ΔYt＝lagged（ΔY，ΔX）－λμt－1＋εt式中，μt－1是非均衡誤差項或者說成是長期均衡偏差項，λ是短期調整參數。通過eviews5．0對lngy、lnmfa兩個變量進行誤差修正分析，估計誤差修正模型結果如下：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：誤差修正系數為－0．12，符合反向修正機制，表明短期波動對長期均衡偏離的調整速度為12％。可見，在短期內，礦業投資每增加1％，在滯后一期，工業產值減少8％，但統計t值表明這種作用不明顯，在滯后二期，阻礙作用降到3％，同樣t值不明顯；而工業產值對自身的影響作用較大。
2脈沖響應分析
脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響。通過脈沖響應分析，可以從更加動態的角度來分析兩個變量之間的關系。工業產值和礦業投資之間的沖擊反應函數軌跡見圖3。圖中的橫坐標是沖擊發生后的時間間隔（以年度為單位），縱坐標尺度表示沖擊的反應程度。從圖3（左）可看出：當在本期給工業產值一個單位的標準差正沖擊后，礦業投資額在第2期會達到高峰，而后逐年下降，直到第5期降到低谷，從第6期到第15期在工業產值的沖擊下，礦業投資額時漲時落，這種狀況一直持續到第15期。這表明工業生產受外部條件的沖擊后傳遞給礦業投資，礦業投資額在第2期達到最高點，即在第2期礦業投資額對工業產值的響應是0．079，第5期下降到最低點，礦業投資額對工業產值的響應為0．04。此后，盡管有漲落，但礦業投資額對工業產值的響應基本保持在0．042。而從圖3（右）可看出：在本期礦業投資額發生一個單位的標準差沖擊后，工業產值在前2期僅有小幅上升，而第3期開始會有較強烈的反應，并且在前7期一直保持著較強的影響，從第8期之后逐漸放緩影響直至第15期，但總體來看，15期內礦業投資額對工業產值的影響總是呈正向高度影響。這說明礦業投資對工業產值的增加有著強力的推動作用，作用持續時間較長。高峰期第7期工業產值對礦業投資額的響應高達0．09。
[關鍵詞]工業化；城鎮化；農業現代化
一、文獻綜述
隨著黨的十七屆五中全會中對“三化同步”問題的提出，在工業化、城鎮化深入發展中同步推進農業現代化被學者們從不同的角度和視角進行了大量深入研究。苗潔、吳海峰（2012）通過對美國、日本、西歐等地的工業化、城鎮化與農業現代化的考察，指出“三化同步”對于發達國家的市場化宏觀調控方面起到積極地促進作用，使之較快的邁進了現代化國家行列。在分析方法上，吳振明（2012）運用系統論的思想建立了反映三化綜合發展水平的指標體系，利用主成分分析法以中國西部地區數據為例，結果指出西部地區的城鎮化與工業化協調度較低，農業現代化明顯落后。錢麗、衛、肖仁橋（2012），以構建“三化”耦合協調度評價模型和指標體系，探索1996-2010年中國省際“三化”耦合協調度的時空變化差異，并檢驗耦合協調度的影響因素。研究表明，考察期內中國“三化”初級協調狀態，而農業現代化發展滯后是制約 “三化”協調發展水平提升的主要因素。
二、指標選取、數據統計性描述
工業化指標標示為INDU，以貴州省工業增加值與全省生產總值的比重來衡量工業化率；城鎮化指標標示為URBA，以國際衡量標準，用貴州城鎮常住人口與年末總人口的比值代表城鎮化率；農業現代化指標標示為AGMO，以單位耕地面積擁有農機總動力來衡量農業現代化率。
1991年到2012年間，貴州省城鎮化水平小幅度穩定上升，貴州省對城鎮化的投入成效顯著，其城鎮化水平由1991年的0.23穩步上升至2012的0.36，尤其是2009年往后，年均增長達a到9.67%；近二十年來工業化水平穩定，工業化的年均增張率為0.35%，近20年基本持平；農業現代化的水平增幅較大，年均增速達到10%以上。
三、實證分析
1.時間序列的平穩檢驗
協整理論是一種新的建模技術。它從分析時間序列的非平穩性入手，探求非平穩變量間蘊含的長期均衡關系。為消除數據的異方差問題，將宏觀經濟變量由非線性變為線性，因此對工業化、城鎮化、農業現代化指標數據進行對數化處理，為lnINDU、lnURBA、lnAGMO，結果不影響指標的原協整性。對處理后的數據進行平穩性檢驗，檢驗結果表明，原序列在5%的水平下均為不平穩數列，一階差分后平穩，所以三個變量均為一階單整變量。
2.協整檢驗
表1 協整檢驗結果
原假設協整方程個數 統計量 10%臨界值 5%臨界值 1%臨界值
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協整檢驗的的結果如上表所示：根據檢驗結果我們認為三個變量具有兩個協整關系，相應的協整向量如下：
表2 協整關系式向量
變量 ect1 ect2
lnINDU 1.000000e+00 0.00000000
lnURBA 1.446326e-16 1.00000000
lnAGMO 9.586072e-02 -0.09960434
常數項 1.449015e+00 1.26435546
由上表的結果得出，貴州省工業化、城鎮化、農業現代化之間存在長期均衡關系。
3.Granger因果檢驗
格蘭杰（Granger）因果檢驗是用來分析變量之間的因果關系的方法。基于貴州省工業化、城鎮化及農業現代化的數據，檢驗結果顯示，工業化率是農業現代化率的格蘭杰原因；城鎮化率不是工業化率和農業現代化率的格蘭杰原因；農業現代化率不是城鎮化率和工業化率的格蘭杰原因。導致此結果的原因：近年來，貴州省重視工業化的發展，提出工業強省的口號，但是由數據顯示工業化的水平并沒有顯著提升，反而侵蝕了城鎮化與農業現代化的發展，另外，貴州省工業化的發展并沒有明顯的促進就業，貴州人口以外出打工，勞動力跨省轉移的居多，因此對城鎮化的帶動作用較弱，且工業化與農業現代化的關聯度較低，所以導致上述結果。
四、政策與建議
（一）加強對工業化的發展。貴州省應繼續實行工業強省策略，加大對第二產業的開發與扶持。相比其他地區的工業化進程，貴州省的工業化實屬落后，一個城市只有在工業化之后，才能走向繁榮，若貴州的工業化不能興起，則不能帶動城鎮化、農業現代化及信息化的發展，致使貴州整體的經濟水平落后。
（二）加大大型城鎮的建設。學界有關于城鎮人口是轉移到大城鎮還是中小城鎮的爭議，筆者認為，中國整體的人口聚集度不高，以東京與北京對比，北京市面積是東京的數倍，而東京的人口是北京的數倍。對于貴州省而言，貴州人口應向貴陽或地級市聚集，因此，財政政策應將重點放在大型城鎮的建設上。
（三）保持農業現代化的穩定提升。貴州耕地不易使用農耕機械設備，但是可以推進農業經營模式轉型，由分散性的個體戶經營向集約的集體作業轉型，由低層次的農作物向更優質的，更具經濟效益的高檔次作物轉型。
參考文獻
[1]吳振明.工業化、城鎮化、農業現代化進程協調狀態測度研究――以中國西部地區為例[J].統計與信息論壇，2012（7）.
關鍵詞:能源消費結構;工業增長;協整分析
中圖分類號:F426.2 文獻標識碼:A 文章編號:16749944(2010)10011603
1 引言
能源是人類進步和社會發展的物質基礎,經濟增長及經濟發展的提高需要能源做支撐,對能源消費與經濟增長關系的研究一直是能源經濟學的一個熱點問題。自1978年Kraft J.和Kraft A.開創性地分析了美國能源消費與經濟增長的關系后[1],能源消費與經濟增長之間協整性與因果關系的實證研究擴展到了世界各國。Soytas和Sari (2003)研究了G―7國家和過渡經濟國家的能源消費和經濟增長的因果關系[2]。Yu和Jin使用Engle、Granger(1987)提出的E―G兩步法和1974~1990年間的美國季度數據進行的檢驗結果表明,在兩變量之間不存在長期的協整均衡關系[3]。Stern 使用單方程靜態協整分析法及多元動態協整分析法。拓展了他本人1993年的分析結果。研究發現,能源在解釋GDP變動中具有顯著的影響效果,并確認在GDP、資本、勞動力和能源之間存在明顯的長期均衡關系[4]。Ugur and Ramazan(2003)通過對16個國家能源消費與GDP因果關系的研究發現,在所有國家中,這兩個系列水平值是不平穩的,但其一階差分是平穩的,其中有7個國家變量之間存在平穩線性協整關系。在土耳其、法國、德國和日本,能源消費與GDP之間的作用方向是能源消費促進經濟增長,顯示這些國家長期的能源節約可能損害經濟增長;在意大利和韓國其因果關系則正好相反;而在阿根廷又表現為雙向因果關[5]。
國內學者也對能源與經濟的增長方面做了許多的研究。韓智勇、魏一鳴等選取了我國1978~2000年的數據對中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系進行分析,得出中國能源消費與經濟增長之間存在雙向因果關系,但不具有長期協整性[6]。汪旭暉、劉勇同樣對中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系進行分析,并以1978~2005年的樣本區間,得出能源消費與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系,并且存在從能源消費到經濟增長的單向因果關系[7]。如馬超群等研究了中國從1954~2003年GDP和能源總消費以及能源消費各構成部分之間的長期均衡關系。研究結果表明,GDP分別與能源總消費、煤炭消費之間存在協整關系,并且GDP與能源總消費以及煤炭消費之間存在很強的Granger雙向因果關系[8]。這與國外一些學者研究能源與經濟增長樣本區間不同時結論也有所差異的境遇相同。不同國家由于不同的政治制度、經濟體制、經濟發展水平、產業結構和能源政策,導致能源消費與經濟增長的因果關系不盡相同;對同一個國家的研究,由于所選擇的樣本數據范圍、影響變量和研究方法的不同也會得出完全不同的結論。
2 能源消費結構與工業增長的關系
2.1 數據整理
2.1.1 變量選取
為反映能源結構變化與工業增長之間的關系,本文選取工業生產總值(Industry),以及能源消費結構變化由煤炭(Coal)、石油(Oil)、水電(HP)作為研究變量。為了序列的平穩性,對時間序列進行對數處理。Lindustry、Lcoal、Loil、LHP表示對數處理后相對應的變量。
2.1.2 數據說明
工業產值和能源消費結構數據主要來自1988~2009年的《廣西統計年鑒》。
2.1.3 數據變換
為了消除數量級大小不同的影響,以便于進行計算和比較分析,本文將原始數列進行無量綱化處理,采用均值化加以處理,即公式為:
Xij′=XijXj,式中,Xj=1n∑nj=1X(k)j.
均值化方法即令均值化后各指標的均值都為1。均值化后各指標的方差是各指標變異系數x的平方,它保留了各指標變異程度的信息[9]。
2.2 能源消費結構變化對工業增長的實證分析
2.2.1 單位根檢驗
計量分析中為了避免宏觀經濟變量的不平穩產生謬回歸,首先采用單位根檢驗來判斷數據的平穩性。采用ADF方法進行單位根檢驗,滯后階k的確定是基于最小信息準則(AIC和BIC)原則得出的,結果見表1。
值是否顯著而確定的;其中c表示含截距,t表示含趨勢項;滯后階數K根據AIC信息準則確定。②ADF采用麥金農(Mackinnon)值。③Δ與Δ2分別表示變量序列的一階差分,表示二階差分。
由表1的檢驗結果可知,在5%顯著水平下,4個變量在二階差分情況下為平穩序列,為I(2)系列,因此變量滿足協整檢驗的前提條件。
2.2.2 協整分析
協整檢驗的前提是如果多個變量都是單整變量,只有當它們的單整階相同時,才可能協整。當多個變量協整時,則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系; 反之,當多個變量不是協整的,則它們之間就不存在著一個長期穩定的關系,由表1的檢驗結果知Lindustry、Lcoal、Loil和LHP 4個變量同為二階單整序列。下面對變量是否協整做進一步檢驗,對Lindustry、Lcoal、Loil和LHP用OLS方法做回歸,設回歸方程為:
Lindustryt=c+β2Loilt+β3LHPt+εt.
其中,C為常數,β1、β2、β3為待定系數,εt為回歸殘差,應用普通最小二乘法(OLS),估計得回歸方程為:
Lindustry=-0.66+0.84Lcoal+0.69Loil+0.13LHP.
(0.03)(0.13)(0.08)(0.06)
R2=0.996 2,調整后R2=0.995 5,F=1 560.59,D.W=1.899 8(括號內為回歸系數的標準差)
從擬合優化度可以看出,方程擬合度很高,說明方程具有很強的解釋力,F統計量顯著,也說明模型的擬合效果很好。對回歸方程的殘差進行單位根檢驗,見表2。
單位根檢驗結果表明:殘差在10%臨界水平下為平穩序列。因此,Lindustry、Lcoal、Loil和LHP為(3.3)階協整,存在協整關系,即4個變量之間存在長期的穩定均衡關系。從回歸方程的數據可以看到,1987～2008年廣西煤炭每增長1%,將帶動工業增長0.84%; 石油每增長1%,將帶動工業增長0.69%;而水電每增長1%,將帶動工業增長0.13%。煤炭、石油、水電對工業增長的影響是顯著的,具有積極的貢獻。
2.2.3 格蘭杰因果檢驗
協整檢驗結果表明Lindustry、Lcoal、Loil和LHP之間存在長期均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系,還需進一步驗證。Engle和Granger(1978)提出的因果關系檢驗法是解決這類問題的常用方法,即格蘭杰因果檢驗,檢驗結果見表3。
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由表3可以得知,煤炭是促進工業增長的格蘭杰原因,而工業增長不是煤炭增長的格蘭杰原因;但是石油、水電與工業增長存在雙向格蘭杰因果關系。因此,總體看來,認為煤炭、石油、水電與工業增長存在格蘭杰因果關系,即能源消費結構是工業增長的格蘭杰原因。
3 結語
通過協整分析可知,煤炭、石油、水電與工業增長之間存在協整關系,即能源消費結構與工業增長存在長期穩定的均衡關系。由格蘭杰因果關系檢驗可知,能源消費結構是工業增長的格蘭杰原因,能源消費結構的變動將導致工業的變化,煤炭、石油、水電的增長將拉動工業的增長,這說明廣西的工業增長是通過大量的能耗來拉動工業的增值,雖然工業的增長會改善石油、水電的消耗狀態,但是煤炭的消耗還是沒能夠得到改善。因此結合以上研究結論,應做到以下幾點。
(1)優化能源結構,實行多樣化能源消費結構戰略。目前,廣西地區能源消費中煤炭比重過大,而石油、水電利用率偏低。因此,減少煤炭在能源消費中的比例,大力發展核能、生物能、風能和太陽能等新能源,政府應該通過引進新技術,開發新能源、可再生能源,使廣西在長期內形成一個多元化的、清潔的能源結構,走可持續的能源發展戰略。
(2)大力發展潔凈煤技術,提高煤炭利用效率,通過技術手段有效解決大量使用煤炭帶來的環境污染問題。要研究高硫煤的洗選脫硫技術、干法選煤技術。開發或引進大型循環硫化床燃燒技術。水煤漿制備的燃燒技術,煤炭氣化和煤氣化聯合循環發電技術;研究開發煤泥、無煙煤和褐煤的高效燃燒和利用技術等。
(3)提倡資源節約型的社會經濟發展模式,積極倡導資源節約型的社會經濟發展模式,加強政府節能管理體系的建設,建立和完善節能經濟激勵政策和市場經濟條件下的節能新機制。
參考文獻:
[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] 韓智勇.中國能源消費與經濟增長的協整性與因果關系分析[J].系統工程,2004(12).17~21.
[7] 汪旭暉,劉 勇.中國能源消費與經濟增長:基于協整分析和Granger因果檢驗[J].資源科學,2007,25(5).57~62.
[8] 馬超群,儲慧斌,李 科,等.中國能源消費與經濟增長的協整與誤差校正模型研究[J].系統工程,2004(10):47~50.
關鍵詞：水質檢測技術；鍋爐；工業；應用；處理
工業鍋爐是當今生產領域十分常見的動力與能量輸出設備，但在實際工作中，經常因為鍋爐內部水質問題而造成鍋爐使用安全性、經濟性受到影響，甚至威脅到鍋爐的運行安全，造成巨大的社會經濟損失和人員傷亡。在此情況下，快速、準確的對鍋爐水質進行檢測意義重大，也是目前我們必須要重視的內容。下面我們就水質檢驗技術在鍋爐領域的具體運用情況進行研究。
1 水質檢驗技術概述
水是人類賴以生存的基礎，是工業生產的血液，也是鍋爐正常、安全運行的關鍵所在。鍋爐一直以來有著工業心臟的稱號，其是以天然水為熱能、動能傳輸媒介的，這種水中通常都含有大量的鈣、鎂、氯等離子以及一些溶解氧。面對這種情況，一旦水質檢測技術無法及時的檢測出水中的不良物質，必然導致鍋爐運行中出現結垢、腐蝕乃至水汽公騰的現象，最終導致重大鍋爐事故的發生。經相關數據統計的出，在近幾年因鍋爐水質檢驗技術不符而造成餓鍋爐事故高達75%以上。因此，我們這里有必要對這種問題進行分析。
1.1 水質檢驗技術
所謂的水質檢驗技術主要是為了考察鍋爐水、環境水等是否符合人們生活、工業生產要求，其污染程度是否能達到預計標準。一般來說，水質檢驗技術是針對水質參數隨機檢驗和按照水質性質而選擇的，其所得的數據是評價水質的關鍵。
1.2 水質檢驗項目
水質檢驗技術并非一個簡單的工作，它往往包含工業用水、天然水、廢水等多種不同的水組成，其檢測結果也相對應河流自凈、用水水質以及廢水水質等。且在具體的水質檢驗工作中，水質檢驗結果與水質檢驗方法也有著一定的關系。目前常用的水質檢驗方法普遍都是以物力、化學檢驗技術為主的，它依據原理和采用儀器標準來進行水質檢驗標準選擇，目前常見的水質檢驗技術包含了溶解氧、生化需氧量、總需氧量等。
1.3 水質檢驗技術的意義
水是鍋爐熱量、動力傳遞的重要媒介，它對于整個鍋爐的安全、穩定、經濟、正常運行有著至關重要的意義。用符合鍋爐標準的水質能有效確保鍋爐運行安全性、經濟性，同時如果鍋爐水質不達標，也必然會給鍋爐運行費用和原材料的使用造成威脅，甚至造成無法估量的后果。比如，不良水質在鍋爐運行中使用會造成鍋爐內部結垢、鼓包和腐蝕，甚至引發鍋爐爆炸。因而，科學的實施水質檢驗工作勢在必行，是防止鍋爐結垢、腐蝕等不良現象發生的關鍵，也是確保鍋爐經濟、安全、持續、穩定運行的基礎。
2 水質檢驗技術在鍋爐中的運用
在鍋爐工作中，水質檢驗技術并非一個簡單的內容，它通常都需要嚴格監督鍋爐水、氣的品質，并且定期油相關化驗人員進行水質檢測，以便能及時、有效的發現設備中的水質問題，并加以處理，從而確保鍋爐運行安全、經濟。具體來說，在鍋爐運行中常見的水質檢測技術主要有以下幾種：
2.1 常見的鍋爐水質檢驗方法
2.1.1 樣品復檢法
在鍋爐水質檢驗工作中，為了能更好的確保檢驗結果的準確性、有效性和科學性，一般都采用抽樣檢測技術進行前期簡單檢驗，同時保存相關的檢測結果和副樣，并詳細的等級檢驗編號。隨后，將檢驗結果保存在檢驗中心，并交由相應復檢人員進行再次檢驗。在兩次檢驗工作完成之后，要根據相關工作標準對兩次檢驗結果進行對比。這個時候，我們需要特別注意水質存儲環境狀況，并且嚴格執行檢測標準。
2.1.2 平行樣分析法
在鍋爐水質檢測工作中，對于提取的樣本每次都必須要進行平行樣檢驗，此時樣品的數量應當保持在10～20%中間，樣品提取量不能太少也不能太多，不管是出現那種狀況都會影響到最終的檢測結果。否則需提高平行樣的檢驗量比例其允許的檢測結果相對標準偏差限值，應考慮鍋爐水質和分析結果對于較好（穩定、均勻）的樣品，對對應限值的要求也更加嚴格總之，具體的限值應依據相應檢測儀器的精度、準確度來最終確定。
2.1.3 比對和能力驗證
比對驗證主要包括兩方面內容，即內比對和室間比對內比對又分為個人之間比對、同一人用不同實驗方法的比對、以及檢測儀器間的比對等通過內比對，可以對檢驗人員及其檢驗方法所帶來的隨機誤差情況進行估計；而實驗室間比卻可以對檢驗分析過程的引起的系統誤差進行估計在條件成熟的情況下，實驗室還應積極參加本行業或相關行業的能力考核通過參與考核，可以用實驗室的鍋爐水質檢驗水平做出相應的評估。
2.2 檢驗指標
2.2.1 堿度
堿度是鍋爐水中含有的能附和氫離子等一類物質所具有的總量不堅固水垢形成的機理是堿性物質和硬度物質之間發生相應的化學反應，采用一定的排污方法可將其去除為防止鍋爐水垢的產生，有必要使鍋水保持相對穩定的堿度。
2.2.2 硬度
硬度是對鍋爐水質進行量化的一個關鍵性指標，通常用含有鈣鎂離子的總量來表征硬度為預防鍋爐水垢的形成，鍋水的硬度不宜過大，應處于較小值實踐表明，大型企業鍋爐水硬度臺格率較高，中小企業卻往往較低究其原因，可能是由于大型企業的資金相對比較充足，能夠對購置鍋爐水的軟化處理設備引起足夠重視，而中小企業卻相對很少購置軟化設備。
2.2.3 PH值
PH用來判表征鍋爐水的酸堿性標準工況下，鍋水中的PH值（6.5～8. 5）應呈一定堿性，在堿性范圍可預防鍋爐水垢的產生、鍋爐的腐蝕因此，自來水需進行處理（如投入純堿或片堿）后，方可作為鍋爐給水。
2.3 鍋爐水質檢測技術研究現狀
目前，國內關于鍋爐水質硬度在檢測的儀器有很多，按工作原理分為電極法和比色分析法采用電極法來監測硬度，主要存在電極電位漂移驗證，測量不準確驗等問題比色分析法具有檢測誤差小、重現性好、可靠性高等特點，可以克服上述電極法的缺點隨著國家對于水汽質量標準的要求日益嚴格，對水質檢測方法的要求也越來越高，更多的研究者在致力于鍋爐水質檢測技術的研究。
結束語
工業鍋爐是提供熱能動力的重要設備，同時又是承壓、有爆炸危險性的特種設備鍋爐水質對鍋爐設備安全、經濟運行及鍋爐使用壽命均具有重要影明因此，為防止水質不良而引起鍋爐爆炸，保證人民生命和財產安全研究鍋爐的快速、高效、準確的水質檢測技術，做好工業鍋爐水質檢測控制工作，顯得極為重要。
參考文獻
[1]劉娟.我國工業鍋爐的現狀、差距與展望[J].黑龍江科技信息，2012（3）.
[2]儲繼鋒，張繼國，李晗.鍋爐系統能效評價在節能降耗中的應用[J].中國特種設備安全，2010（9）.
【關鍵詞】國債利率；通貨膨脹率；工業生產指數；貨幣供應量增長率
一、問題的背景說明
我國1994年―2008年這15年間的國債利率情況差異很大。作為我國的基準利率，它的高低受很多因素影響。清晰認識國債利率與其他因素之間的關系，可以更好的為經濟活動服務。國債利率是政府宏觀調控經濟手段之一，它的高低受一國經濟狀況的影響。工業生產指數作為一國經濟的晴雨表對國債利率的高低也可能影響。貨幣供應量通過影響市場利率能夠間接影響國債利率。同時，通貨膨脹率的高低也會造成國債名義利率的不同。所以研究國債利率與工業生產指數、貨幣供應量增長率、通貨膨脹率之間的關系很有意義。
二、數據的收集與說明
國債利率選擇了我國憑證式國債中持有期滿一年時利率的情況作為標準。工業生產指數選取從1994到2008年這15年期間國內生產總值指數中工業數值。貨幣供應量的增長率選取的是貨幣和準貨幣的增長率。通貨膨脹率則以我國居民消費價格指數衡量。
三、模型的構建以及說明
本模型中以國債利率作為被解釋變量，工業生產指數，貨幣供應量增長率以及通貨膨脹率作為解釋變量。設定它們為線性關系，即設i=β0+β1X1+β2X2+β3X3+ui。其中i為國債利率，X1為工業生產指數，X2為貨幣供應增長率，X3為通貨膨脹率。
四、實證分析
本文數據的處理主要是通過EViews軟件進行的。實證分析結果如下
㈠回歸模型分析
結果顯示，國債利率與工業生產指數反向變動，基本符合經濟事實，因為當工業生產指數值增加時說明經濟處于景氣時期，一般經濟景氣階段市場利率較低，從而國債利率也較低。另外，根據貨幣供求關系原理，貨幣供應量增長率的提高會降低市場利率，市場利率降低從而使國債利率下降，所以國債利率與貨幣供應增長率成正方向變動。同時通貨膨脹率的提高會影響名義利率所以也使國債利率提高，這點模型是符合經濟事實的。R2=0.742074，修正的R2=0.671731，這說明模型的擬合優度不是特別高，三個自變量不能很好的解釋i的變化情況。
方程總體的F檢驗中，P值為0.001446，小于0.05，說明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。
各個變量的t檢驗中，X1、X2、X3的t檢驗的P值均大于0.05，說明了三個自變量對國債利率i的影響都不是特別顯著，在95%的置信水平下沒有通過顯著性檢驗，需要對這三個變量進行進一步的考察和評價。
㈡異方差性分析
模型的殘差圖顯示模型不存在明顯的異方差。
進行懷特檢驗，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）
上述中沒有一個參數的t檢驗是顯著的，且可決系數的值也比較小。nR2=15×0.1848=2.772，該值小于5%顯著性水平下自由度為3的χ2分布的相應臨界值7.81，模型中不存在異方差。
⑶序列相關性分析
圖示法檢驗顯示可能存在著一定程度的自相關性。
用D―W檢驗法進行進一步的檢驗， D.W=0.7581， n=15，解釋變量的個數k=3，查D.W.檢驗上下界表，在5%的上下界范圍內可得dL=0.95.du=1.54，所以0
對原模型進行廣義差分
it-0.840460it-1=βt（1-0.840460）+β2（X1t-0.840460X1t-1）+β3（X2t-0.840460X2t-1）+β4（X3t-0.840460X3t-1）+ut
進行回歸
從圖表中可得到回歸方程為
Y*t=3.287-0.166X1*t-0.101X2*t+0.207X3*t
（1.249 ）（―1.092）（―0.963）（1.790）
對β0進行修正，β0=3.287（1―0.840460）=20.60
修正后的方程為i=20.60―0.166X1―0.101X2+0.207X3。
五、小結
綜上，在對國債利率的影響上，工業生產指數，貨幣供應量增長率，通貨膨脹率這三個變量中，通貨膨脹率對其的影響是最大的，其次是工業生產指數。且國債利率的變化與通貨膨脹率的變化成正向關系，與工業生產指數呈反向關系，這是符合前面我們分析的經濟事實的。另外貨幣供應量增長率的變化對國債利率的影響不是特別顯著。同時，由于變量對方程的擬合度不是特別高，說明了國債利率還受其他未知變量的影響也是較大。〖HJ0〗〖HJ1.2mm〗
參考文獻：
1利用模型分析陜西煤炭價格波動對區域GDP的影響
（1）平穩性檢驗。為了對序列進行分析，首先進行平穩性檢驗，本文采用eviews7軟件，通過取對數對序列進行平穩性檢驗。檢驗結果見表2。從表2可以看出，變量lnPcoal的ADF值為－2．75546，小于在10％置信水平下的臨界值－2．69044，說明lnPcoal的原序列是平穩的，即I（0），變量lnGDP的ADF值為－2．691100小于在10％置信水平下的臨界值－2．690439，說明原始序列平穩，即I（0），可以對兩個序列進行回歸分析。
（2）建立回歸模型。本文通過對兩個變量取對數建立回歸模型：LnGDP＝a＋bLnPcoal利用最小二乘法對回歸模型參數計算求得樣本的回歸模型為：LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal模型表明，煤炭價格增加1％，工業GDP指數上升0．1310％。
（3）回歸模型的擬合優度檢驗。雖然建立了樣本的回歸模型，但是還需要對解釋變量煤炭價格變異對被解釋變量工業GDP的變異解釋進行檢驗。R2＝ESS／TEE＝1－RSS／TSS稱為可決系數，通常用來判斷回歸線的擬合優度。若R2＝1，表示回歸模型完全解釋了被解釋變量的變異；若R2＝0，則表示被解釋變量與解釋變量之間無線性關系。其中：TSS（totalsumofsquares）是真實的被解釋變量圍繞其均值的總變異；ESS（explainedsumofsquares）是估計的被解釋變量圍繞其均值的變異，是由解釋變量解釋的部分；RSS（residualsumofsquares）是被解釋變量變異未被解釋的部分。如果選擇的回歸模型能很好的擬合樣本數據，則ESS遠大于RSS，如果回歸模型對樣本數據擬合不好，則RSS遠大于ESS。由于ESS遠大于RSS，說明工業GDP的波動可以由煤炭價格解釋99．998％，所建立的線性回歸對樣本的擬合度很好。
（4）回歸方程顯著性檢驗。對回歸方程顯著性檢驗最常用的檢驗是F檢驗，F值越大，越有理由拒絕原假設H0：b＝0，接受備擇假設H1：b≠0。根據F＝ESS／（RSS／（T－2））求得F＝338．0238／（0．0079／（15－2））＝556241．6962。通過查閱F分布臨界值表可知，a＝0．005臨界值為11．37。由于F值大于F分布臨界值，所以拒絕煤炭價格系數為0的原假設，接受備擇假設。
（5）因果關系檢驗。煤炭價格和工業GDP之間存在相關關系，但是到底誰是因，誰是果，還需要進行因果關系檢驗。格蘭杰檢驗是檢驗序列之間因果關系的常用方法。本文通過格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果見表3。檢驗結果顯示：在5％顯著水平下，lnGDP不是lnPcoal格蘭杰的原因的假設被拒絕，lnPcoal不是lnGDP格蘭杰原因的假設也被拒絕。因此表明煤炭價格和工業GDP之間具有穩定的因果關系，而且互為因果。
2結論
利用1998年－2012年陜西煤炭價格和工業GDP數據建立了回歸模型LnGDP＝4．133＋0．1310LnPcoal，通過擬合優度檢驗和方程的顯著性檢驗表明，所建立的回歸模型很好的擬合了樣本數據。回歸模型也通過了顯著性檢驗，通過格蘭杰因果關系檢驗表明，煤炭價格和工業GDP之間是互為因果關系。
作者：李鮮玲張大田雷翠玲單位：陜西能源職業技術學
