時間：2022-08-22 06:07:28
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篇工業分析檢驗論文，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
2005年,我國對匯率制度進行重大改革,不再單一盯住美元,改為實施一籃子貨幣進行人民幣匯率定價的制度,這是向人民幣匯率市場化方向邁出的關鍵一步。此后人民幣匯率波動明顯加大,并呈現明顯升值趨勢,同時我國對外貿易發展迅速,貿易順差不斷增加。本文從實際有效匯率的角度來分析和研究人民幣匯率變動對我國貿易結構的影響并分析原因,通過實證方法加以驗證,最后給出相關的結論和政策建議。
一、我國貿易結構的變動分析
我們運用貿易特化系數(TSC,Trade Specialization Coefficient)這一指標來衡量和分析中國對外貿易結構的變動趨勢。本文中的對外貿易結構指的是對外貿易的商品結構,即各類進出口商品占全部貿易額的比例。貿易特化系數是一國某種/類貿易產品的凈出口額與其進出口總額之比,其計算公式為:TSC=(XM)/(X+M),-11。
一般說來,當TSC指標值越接近一1時,表明貿易產品在國際市場上的比較優勢越低,當TSC指標值越接近1時,則表明貿易產品在國際市場上的比較優勢越高,當TSC指標值接近零時,貿易產品的競爭優勢則比較均衡。如果一個地區的高級貿易部門的貿易特化系數呈上升趨勢,而低級貿易部門的貿易特化系數呈下降趨勢,那么可以認為該地區貿易結構呈優化趨勢。
研究表明,我國貿易結構總體上呈現不斷優化的趨勢,全部進出口商品的TSC從1996年的0.04上升到2008年的0.12,累計增加了0.08,特別是工業制品貿易特化系數大幅上升, TSC從1996年的0.06上升到2008年的0.27,累計增加了0.21,顯示出工業制品競爭優勢出現了較大的改觀,對整體貿易結構貢獻較大。同時,工業品自身的貿易結構也顯著改善,勞動密集型商品的貿易特化系數穩中有升,1996-2008年間TSC累計增加了0.13,保持了較高的競爭力。而隨著我國科學技術水平的顯著上升,資本技術密集型商品競爭力不斷增強,1996-2008年間TSC累計增加了0.4,對我國貿易結構的改善貢獻不斷加大。
二、我國人民幣實際有效匯率的變動分析
有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率,它的變動反映出一國商品在國際市場上價格競爭力的變化。一國的名義有效匯率是指,以一國對外貿易伙伴國與該國的貿易額在該國對外貿易總額中的比重為權數,將各貿易伙伴國的名義匯率進行加權平均而得到的匯率指數;實際有效匯率是指名義有效匯率扣除通貨膨脹的影響后所得的匯率指數。實際有效匯率的上升表明匯率升值,匯率變動對一國產品的對外價格競爭力產生不利影響,反之則表示匯率貶值,匯率變動對一國產品的對外價格競爭力產生有利影響。本文所使用的人民幣實際有效匯率數據來自國際清算銀行(BIS)的月度有效匯率指數,并通過幾何平均加權法計算年度指數。研究表明,我國人民幣有效匯率呈上升態勢,而且波動幅度較大,實際有效匯率指數和名義有效匯率指數走勢基本相似,特別是自2005年匯率改革以來,人民幣匯率升值趨勢明顯,升值幅度不斷加大,2008年比2005年升值了22.56%,這在很大程度上反映了人民幣匯率市場化傾向日益顯著,匯率波動和走勢更多地體現各種市場因素的綜合作用。
三、匯率變動對我國貿易結構影響的實證分析
本文運用單位根檢驗中的ADF檢驗對1996-2008年間貿易特化系數和人民幣實際匯率之間的平穩性進行檢驗,其中REER代表人民幣實際有效匯率(數據來源于國際清算銀行并經過計算),TSC1、TSC2和 TSC3分別代表初級產品貿易特化系數、資本技術密集型商品貿易特化系數和勞動密集型產品貿易特化系數。結果表明,REER、TSC1、TSC2和TSC3是二階單整序列,可以進行進一步檢驗。
論文關鍵詞：R&，D投資，技術改造，技術購買，企業注冊類型
1. 引言
企業的科技活動除了依靠企業自身的研究與試驗發展（R&D）實現技術進步外，還可以通過技術改造與購買其他企業的先進技術和經驗，達到提高自身技術水平和生產率，促進企業產出增長的目的。因此，從實證角度來研究R&D投資、技術改造、技術購買與企業產出的關系，對于了解我國工業企業科技活動推動企業產出增長的機制具有重要的啟示意義。
國內外學者就R&D投資、技術購買與企業產出關系已作了較多的研究。Hall和Mairesse(1995)和Keller(2002)等，他們的研究結果均表明R&D投入產出或生產率具有顯著的促進作用。Jefferson andHu (2004)利用總量生產函數從企業層面對北京市國有工業企業進行了R&D收益率的估計，發現在1991到1997年間，R&D投入顯著促進產出增長，R&D收益率在1.21—1.07之間。Jeffersonet al. (2006)從R&D決策過程、知識生產過程和創新過程對公司績效的影響三個方面考察了我國大中型制造業企業全部創新過程對經濟業績的影響，認為創新對中國制造業增長作用顯著，R&D收益率至少是固定資產收益率的3—4倍。吳延兵（2008）根據1996—2003年中國地區工業面板數據，研究了自主研發、國外技術引進和國內技術引進對生產率的影響，發現自主研發和國外技術引進對生產率有顯著促進作用，但國內技術引進對生產率并沒有顯著影響。
Hu等(2005)運用中國1995—1999年每年約10000個大中型制造企業數據，研究表明R&D對產出的影響作用顯著。把所有企業劃分為高科技企業和非高科技企業兩個樣本后，高科技企業的R&D產出彈性為0.064，非高科技企業中R&D對生產率并沒有顯著影響。金雪軍、歐朝敏等（2006）通過對改革開放以來我國的時間序列數據，分析了技術引進和R&D投入對生產率的影響，結果發現，技術引進和R&D投入雖增加了我國技術知識存量，但并沒有有效地促進全要素生產率的提高。李小平（2007）運用分行業大中型工業企業從1996到2003年的面板數據，就自主R&D、國外技術引進和國內技術購買的產出回報率和生產率回報率進行了分析，他發現R&D投資的增加不但不能帶來產出的增長，反而會導致產出的減少，并且高R&D投資行業所導致的產出減少的最多，同時，國外技術引進和國內技術購買對產出的影響都不顯著，而且R&D投資、國外技術引進和國內技術購買對生產率的提高也不顯著。
根據以上的研究文獻可以看出，各學者研究的層面并不相同，有的是地區的國有工業企業、有的是我國制造業企業、有的是僅是大中型工業企業，有的則是高科技工業企業等等，不同層面的研究及不同的分類標準對研究結論具有重要的影響。而在已有的研究中，我們尚未發現從注冊類型層面來研究所有工業企業的R&D投資、技術購買及技術改造與企業產出之間的關系。因此，本研究從工業企業注冊類型層面，運用經驗分析方法研究中國企業技術投入與產出變動之間的關系，考慮到我國工業企業技術來源渠道的不同，分別考察直接R&D投資、技術改造和技術購買對企業產出的影響作用。
2. 計量模型與數據
2.1. 計量模型
研究各類科技活動與產出之間的關系一般利用生產函數的方法。現假定工業企業的各項科技活動將直接影響企業的技術水平，并通過技術水平而作用于企業產出。于是企業產出增長由資本、勞動和技術推動，我們根據CD生產函數：
(1)
其中，為企業產出；和分別為企業投入的資本與勞動現代企業管理論文，A為技術水平，它是企業科技活動T的函數；、分別為資本和勞動的產出彈性。
考慮到人類知識的自動積累，技術水平存在自然增長，我們假設，q為一常數，是非體現型的“外生的”技術進步，由此可見，技術水平A不僅隨著時間t的變化而變化，而且還受到科技活動的影響。當不考慮“外生”技術進步，即為零時，技術水平完全由科技活動。將代入式（1），對式（1）取對數，并引入企業類型i和時間t，以及隨機擾動項后，得到如下的基本計量模型：
(2)
在分析的過程中，結合所收集的數據，科技活動主要包括R&D投資、技術改造與技術獲取。技術獲取主要有兩種途徑：一是國外技術購買和國內技術購買兩種方式。然而，當技術引進企業與被引進企業的技術水平相差較大時，技術相對落后的企業在模仿和引進其他先進企業技術，需要花費一定的成本用于人員培訓、相關工藝的開發、以及必備配套設施的購買等，形成了消化吸收的費用支出。因此，本研究中的科技活動T包括了R&D投資、技術改造、國外技術購買、國內技術購買，以及用于消化吸收所支付的經費。
2.2. 數據
由于本文把研究層面定在不同注冊類型的工業企業，目前我國工業企業的注冊類型有國有企業、集體企業、股份合作企業、聯營企業、有限責任公司、股份有限公司、私營企業、其他內資企業、港澳臺投資企業和外商投資企業共10類；而國家統計局關于我國不同注冊類型工業企業的統計數據是從2000年開始的，因此，我們所能收集到的數據是從2000年到2007年八年十個不同注冊類型的面板數據。
原始數據全部來源于《工業企業科技活動統計資料》（2006、2007、2008）和《中國統計年鑒》（2008）。產出用工業增加值表示，用工業增加值指數縮減為2000年的不變價。資本用生產經營用機器設備表示，為了便于處理，用固定資產投資價格指數對生產經營用機器設備原價平減為2000年的不變價。標準的勞動投入應該利用勞動時間投入，由于缺乏資料，勞動投入用從業人員平均人數減去R&D人員折合全時當量后的數值反映小論文。R&D投資用R&D經費內部經費支出表示，消化吸收投入用消化吸收經費支出表示，這兩個經費支出包括了相關設備購買和相關人員的工資支出，所以R&D經費內部經費支出額和消化吸收經費支出額用加權價格指數折算為2000年的不變價格，加權價格指數我們借鑒朱平芳與徐偉民（2003）的方法，以當期消費價格指數和固定資產投資價格指數加權平均表示，權重分別為0.55和0.45。企業的技術改造、國外技術購買、國內技術購買分別用技術改造經費支出、技術引進經費支出和購買國內技術經費支出表示，同時都用固定資產投資價格指數平減為2000年的不變價格。由于其他內資企業在某些年度缺少技術改造經費支出、國外技術購買經費支出、國外技術購買經費支出和消化吸收經費支出數據，于是得到一個關于十個類型企業的從2000年到2007年的不平行面板數據。
3. 估計結果分析
由于本文數據量較小，而且，若某一類型企業在某一年度缺失數據，那么數據量就會更少，出于自由度的考慮，本文采用靜態面板數據中的隨機效應估計方法和混合OSL估計方法對模型進行估計，再利用Breusch and Pagan拉格朗日乘數檢驗來選擇是采用混合OSL模型還是采用隨機效應模型。在不加入時間趨勢和加入時間趨勢兩種情況下，分別用混合OSL方法和隨機效應方法，進行估計基本模型（2）。估計結果見表1。
表1 模型估計結果
模型
(m1)
(m2)
(m3)
(m4)
(m5)
(m6)
(m7)
(m8)
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
資本
0.4309***
0.3998***
0.4384***
0.4342***
0.4718***
0.6022***
0.4820***
0.4820***
(0.1112)
(0.1127)
(0.1101)
(0.1095)
(0.0633)
(0.1186)
(0.0556)
(0.0556)
勞動
0.2436***
0.2335***
0.2318**
0.2313***
0.3807***
0.2567**
0.3658***
0.3658***
(0.0739)
(0.0703)
(0.0746)
(0.0742)
(0.0734)
(0.1076)
(0.0718)
(0.0718)
R&D投資
0.3531***
0.3668***
0.3569***
0.3592***
0.1268**
0.0783**
0.1307**
0.1307***
(0.1014)
(0.1130)
(0.1022)
(0.1035)
(0.0423)
(0.0359)
(0.0403)
(0.0403)
技術改造
0.0148
0.0448
0.0164
0.0191
-0.0579*
-0.0056
-0.0562
-0.0562*
(0.0572)
(0.0583)
(0.0581)
(0.0582)
(0.0306)
(0.0183)
(0.0330)
(0.0330)
國內技術購買
-0.0610
-0.0156
-0.0637
-0.0581
-0.0502
-0.0116
-0.0536
-0.0536
(0.0498)
(0.0465)
(0.0489)
(0.0493)
(0.0389)
(0.0289)
(0.0408)
(0.0408)
國外技術購買
-0.1765**
-0.2111***
-0.0849
-0.0971
0.0088
-0.0696
0.1306
0.1306
(0.0572)
(0.0588)
(0.1521)
(0.1480)
(0.0409)
(0.0454)
(0.0913)
(0.0913)
消化吸收
0.1972**
0.1913***
0.3178
0.3071
0.0853**
0.0920***
0.2439*
0.2439**
(0.0624)
(0.0621)
(0.2098)
(0.2002)
(0.0323)
(0.0313)
(0.1132)
(0.1132)
消化吸收×國外技術購買
-0.0101
-0.0092
-0.0133
-0.0133
(0.0186)
(0.0180)
(0.0095)
(0.0095)
時間趨勢
0.1271***
0.1286***
0.1277***
0.1277***
(0.0240)
(0.0132)
(0.0232)
(0.0232)
常數
1.8679***
1.9679***
0.7948
0.8964
1.4648***
1.4032***
0.0467
0.0467
(0.5460)
(0.5505)
(1.8330)
(1.7798)
(0.2799)
(0.3632)
(0.9388)
(0.9388)
觀測數
75
75
75
75
75
75
75
75
F值
2237.0***
13646.0***
2993.3***
764.9***
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
卡方值
35625.0***
126173.8***
8459.4***
117076***
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
隨機效應檢驗(卡方值)
12.62
11.33
24.92***
26.81***
[0.0004]
[0.0008]
[0.0000]
[0.0000]
注：表中第二行的PLS和RE表示模型的估計方法分別混合普通最小乘估計和隨機效應估計；圓括號中給出系數估計值的群組穩健標準誤（cluster-robust standard errors）；F值、卡方值分別是PLS模型和RE模型的模型顯著性檢驗F統計量與卡方統計量，方括號是其對應的P值；隨機效應檢驗為Breusch and Pagan隨機效應拉格朗日乘數檢驗，方括號中為相應檢驗卡方值的P值；*，**，***分別表示在10%，5%和1%的水平下顯著。
在估計模型過程中發現存在群組異方差和組內自相關，因此給出群組穩健標準誤用于回歸系數推斷。在混合OLS估計模型中，模型顯著性檢驗的F統計量所對應的伴隨概率都小于0.001，在隨機效應模型的顯著性檢驗卡方統計量對應的P值也小于0.001，因此所有估計結果在5%的顯著性水平下都是顯著的。由于不管是引入還是未引入時間虛擬變量，BP拉格朗日乘數檢驗結果均支持選用隨機效應模型，因而，下面將根據隨機效應模型進行分析。
在無時間趨勢，即不考慮技術水平自然增長情況下的模型(m2)和模型(m4)中，資本產出彈性分別為0.3998和0.4342，勞動產出彈性分別為0.2335和0.2313，均在5%水平下顯著。根據模型(m2)和模型(m4)，對資本與勞動的規模報酬不變進行穩健的沃爾德檢驗，檢驗結果分別為chi2(1)= 11.58，相應伴隨概率為0.0007，chi2(1) =11.37，相應伴隨概率為0.0007，在5%水平下，規模報酬不變的假設均被拒絕，再根據雙側假設檢驗與單側假設檢驗之間的關系，我們可以直接拒絕規模報酬非遞減的假設，說明當前我國工業企業的規模報酬處于遞減階段。R&D投資的系數為0.36左右，也在5%水平下顯著，說明R&D投資有利于促進企業產出增長。技術改造系數為正但不顯著，表明工業企業的技術改造對提高企業產出的作用不顯著。國內技術購買的系數為負，說明國內技術購買對企業產出具有不利影響，但這種影響在總體上不顯著。在模型(m2)中，國外技術購買的系數為負，且在5%水平下顯著，說明購買國外技術對產出增長具有顯著的抑制作用，在模型(m4)中國外技術購買及其與消化吸收交互項的系數都是負號現代企業管理論文，而且系數的聯合顯著性檢驗表明在5%的水平顯著[①]，因此認為國外技術購買能顯著的抑制產出增長。在不考慮國外技術購買與消化吸收的交互作用時，根據模型(m2)中消化吸收系數及其顯著性，可以看出增加消化吸收費用支出能顯著地促進企業產出增長。根據模型(m4)中消化吸收系數及國外技術購買與消化吸收的交互項系數進行的聯合檢驗[②]結果表明消化吸收對產出的影響作用是顯著的，但至于是正面還是負面作用，由購買國外技術的支出是否達到臨界值決定。根據模型(m4)的估計結果，可以求得國外技術購買的臨界值為33.38[③]，當國外技術購買小于此臨界值時消化吸收的系數符號為正，大于此臨界值時系數符號為負，由于在樣本數據中，國外技術購買的平均值為11.42，最大值為14.24，因此在考慮國外技術購買與消化吸收的交互時，消化吸收的支出對企業產出具有促進作用。購買國外技術與消化吸收的交互項系數為負，說明專門用于消化吸收國外先進技術的投入不但不能有效提高企業產出，反而存在一定的負面作用，盡管這種負面作用在統計上不顯著。
在加入時間趨勢，即考慮技術水平自然增長的情況下（見表1中的模型(m6)與模型(m8)），結論基本與無時間趨勢一致。在此不再贅述。
經以上分析發現，不管是否考慮技術水平具有自然增長的特性，R&D投資與消化吸收如同資本（生產經營設備）投入一樣對產出具有顯著的促進作用。為比較同是經費投入的資本投入、R&D投資和消化吸收投入的產出彈性是否存在差異，在兩兩之間進行穩健沃爾德檢驗（Robust-Wald test），檢驗結果見表2。
表2 資本、R&D投資與消化吸收間產出彈性的顯著性檢驗
模型
變量
資本
R&D投資
消化吸收
卡方值
P值
卡方值
P值
卡方值
P值
資本
0.03
0.8676
3.61
0.0573
(m2)
R&D投資
0.03
0.8676
1.17
0.2787
消化吸收
3.61
0.0573
1.17
0.2787
資本
0.18
0.6686
4.48
0.0343
(m4)
R&D投資
0.18
0.6686
1.05
0.3062
消化吸收
4.48
0.0343
1.05
0.3062
資本
14.57
0.0001
22.46
0.0000
(m6)
R&D投資
14.57
0.0001
0.06
0.8081
消化吸收
22.46
0.0000
0.06
0.8081
資本
24.51
0.0000
53.27
0.0000
(m8)
R&D投資
24.51
0.0000
0.54
0.4643
消化吸收
53.27
0.0000
0.54
0.4643
注：檢驗方法為穩健沃爾德檢驗法（Robust-Wald test），自由度均為1；檢驗的假設是兩都之間的產出彈性相等；模型(m4)與模型(m8)中的消化吸收的產出彈性是在國外技術購買的均值水平（11.42）下計算的。
根據表2的檢驗結果可以發現，在給定5%的水平下，資本與R&D投資的產出彈性在模型（m2）和模型（m4）中，即不考慮技術水平自然增長時沒有顯著差異，但在在模型（m6）和模型（m8），即在認為技術水平存在自然增長的情況下，這兩個產出彈性存在顯著差異；在模型（m2）中資本的產出彈性與消化吸收的產出彈性不顯著外，在其余的模型中均顯著，而且在模型（m2）中檢驗的伴隨概率為0.057，與選定的顯著性水平相差不大，因此可以近似認為資本與消化吸收間的產出彈性存在顯著差異；而R&D投資與消化吸收的產出彈性在四個模型中均不顯著。
4. 結論
本文利用2000年到2007年間我國不同注冊類型的工業企業數據，從企業類型層面分析了企業R&D投資、技術改造及技術購買與企業產出之間的關系，結果發現，在樣本期間， R&D投資與消化吸收的投入能顯著地促進企業產出增長，而技術改造和國內技術購買的產出效應不顯著，國外技術購買不僅不能促進我國企業產出的增長，反而有可能對企業產出增長具有顯著的負面作用。同時還發現，我國工業企業的資本與勞動的規模報酬目前尚處于遞減階段。
參考文獻
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[3]吳延兵，2008，“自主研發、技術引進與生產率——基于中國地區工業的實證研究”，經濟研究，第8期。
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論文關鍵詞：全要素生產率，出口貿易，有效匯率
一、引言
對外貿易在一國經濟發展中占有非常重要的地位，出口導向也成為一些國家為促進經濟發展而實施的戰略政策。我國自改革開放初期就根據外匯資金短缺的實際國情開始實施出口導向型戰略，使我國對外貿易迅速發展，至今已成為全球第二大出口國，出口擴大的同時也有效的促進了我國經濟的騰飛發展。但是近幾年來，受全球性金融危機、人民幣升值壓力等諸多因素影響，我國在出口總量上雖然仍保持著增長的趨勢，但增長率卻在逐年下降。
圖1.1我國出口貿易情況
據海關總署統計數據顯示，我國自2001年加入WTO后出口貿易總額從2002年的26947.9億元持續上升到2008年的100394.9億元，增長了近5倍，2009年略有下降；但增長率僅持續上升了兩年，從2003年開始連續下降，由34.66%下降到2008年的7.43%，且下降幅度持續增大，并在2009年出現了首次負增長。可以看出，我國出口貿易正面臨著新的挑戰，因此研究出口貿易的影響因素從而有效的促進我國出口是十分重要的。
近幾年來，在涉及到全要素生產率與出口關系的文章中，大部分都集中在研究出口貿易是如何促進全要素生產率提高的，一些文章否定了兩者之間的促進作用，如關兵[①]（2009）通過各省際數據以出口增長與生產率關系為基礎，沿著新貿易理論和內生增長理論的發展脈絡，采用完全修正最小二乘估計法綜合分析出口—生產率的動態效應，結果表明我國出口增長對我國全要素生產率的增長沒有產生積極的影響。同時國際貿易論文，一些文章也肯定了兩者間的促進作用，如倪海清[②]等（2005）通過協整分析及Granger因果分析發現中國的出口貿易實際上通過促進技術進步和制度變遷兩方面帶動了全要素生產率的提高。
上述所有文章都是基于出口學習（Learning by exports）效應角度的研究，但從出口選擇（exports-selection）效用角度研究全要素生產率對出口貿易影響的文章較少，且大部分都是對技術進步這個單一因素的分析。但是只從技術進步這個單一因素研究其對一國出口貿易的影響似乎顯得不夠全面，因此本文引入全要素生產率作為解釋變量，它既包含了技術進步的因素，同時也包括了組織創新、生產創新、專業化等一些不易量化的因素，研究其對出口貿易的影響將更具有說服力。同時，前文提到的所有文章中的出口貿易都是基于全國角度的數據，考慮到全要素生產率可能會對不同行業部門產生不同的影響，本文擬選取食品加工業及機械設備制造業的出口貿易數據為研究對象，使實證分析更為準確。
二、全要素生產率的測算
本文采用“索羅余值法”對全要素生產率進行測算，首先我們建立一個具有規模報酬約束的兩要素投入的C-D生產函數：
（3.1）
式中，表示全國在第t期時的總產量，和分別表示勞動力和資本的投入量，對該生產函數兩邊同時取對數得到如下方程：
（3.2）
式中，表示隨機誤差項，由全要素生產率的定義可知，。
因此，全要素生產率的計算式為：
（3.3）
以全國為決策單位建立時間序列數據，樣本區間設定為1985~2009年。為消除價格因素的影響，方程中全國經濟增長總量都以1985的平減指數為基期進行平減；取全國年末從業人員人數；取全國各年全社會固定資產投資總額經固定資產投資價格指數平減到以1985年為基期的數額，由于該指數1990年前的數據缺失，固1990年前的數據以商品零售物價總指數代替。
以上所使用數據均來自各年?噸泄臣頗曇芳爸瀉暉菘狻1疚牟捎肙LS方法對各參數進行估計，回歸結果如下：
s.e.=(0.03234)(0.03318)
0.8728
對參數的估計結果分別為0.5992和0.2973，括號內表示各自的標準誤，值為0.8728，可以看出模型的擬合優度較高，估計整體效果不錯。
我們將估計出的參數帶入上文全要素生產率的推導公式對其進行計算，得出全國各年數據分布如下：
圖3.1 全國各年全要素生產率分布
可以看出，我國全要素生產率走勢大致可分為兩個階段，1985-1995年為上升階段，這主要得利于我國正確的實行了改革開放的政策，積極引入外資，學習國外先進技術，使得此階段經濟飛速發展，但全要素生產率在到達最高峰后，從1995年開始逐年下降，2009年已下降到同1985年相近的水平，同時結合現階段我國經濟快速增長、投資活躍的現象來看，可以得出我國此輪的經濟增長并不是依靠技術進步和改善技術與投資效率來實現的，而是由高人力、高資本投入來驅動的，這與我國目前粗放型的經濟增長方式相符。下面將使用測算出的結果對食品加工業及機械設備制造業的出口貿易數據進行實證分析。
三、TFP對我國出口貿易影響的實證分析
（一）跨期函數的建立及數據說明
為了研究出口貿易是由哪些因素決定的，本文假設一國的進口品與該國本土產品具有不完全替代性，既進出口貿易并存，同時考慮到一國的出口實際上就是它的出口對象從該國的進口量，所以可以從其他國家需求的角度考慮一國的出口貿易，因此這里我們使用國外居民對我國出口產品的消費作為我國的出口。下面本文根據拉姆齊模型建立跨期函數。
中國出口對象國家的每個家庭單位的跨期效用函數為：
（4.1）
其約束條件為：
下面對式（4.1）建立拉格朗日函數：
令s=0，的
對求導并使結果等于0，然后化簡可得到影響函數的幾個因素國際貿易論文，即：
由于為中國出口對像的消費，也即等價于中國的出口，所以中國的出口函數可表示為：
這里不考慮價格指數的影響，所以把去掉；出口數據使用食品加工業及機械設備制造業的出口貿易總額來代替，分別用、表示，數據來自中宏網；關于函數中的，根據中國海關總署網站顯示，我國出口對象主要集中在美國、日本、德國、韓國、荷蘭、印度、英國、意大利、臺灣和俄羅斯這10個國家或地區，但考慮到1991年蘇聯解體使剛成立的俄羅斯聯邦經濟發展不穩定，所以本文去除俄羅斯，使用前9個國家或地區來確定函數中國外GDP的總量；匯率使用IFS（International FinancialStatistics）中公布的人民幣實際有效匯率年平均值來代替，該數值上升表示本幣升值，下降則表示本幣貶值，用RE表示；使用前文測算出的全國全要素生產率來代替，用TFP表示。為了消除異方差的影響，這里取每項變量的對數形勢，lnX、、lnRE、lnTFP
（二）實證分析
1.單位根檢驗
為了排除偽回歸，首先必須對時間序列數據進行?ノ桓煅椋浼煅櫚姆椒ê芏啵疚牟捎美溝? Dickey -Fuller 檢驗，即ADF檢驗。檢驗結果如下：
變量單位根檢驗表4.1
變量
檢驗形勢（C，Y，K）
ADF統計量
Prob.(5%)
結論
（C，Y，1）
-1.595638
0.7644
不平穩
（C，N，0）
-4.852543
0.0008
平穩
（C，Y，1）
-1.215766
0.8841
不平穩
（C，Y，1）
-4.208412
0.0154
平穩
（C，Y，1）
-1.910584
0.6179
不平穩
（C，Y，0）
-2.244680
0.0268
平穩
lnRE
（C，Y，1）
-2.475256
0.3360
不平穩
lnRE
（C，Y，0）
-3.805800
0.0006
平穩
lnTFP
（C，Y，1）
-0.859395
0.9440
不平穩
lnTFP
（C，Y，0）
-3.693690
0.0445
平穩
表中（C，Y，K）分別表示檢驗方程中是否具有常數項，時間趨勢項及滯后期數，通過檢驗結果可以得出上述四個變量在5%的顯著水平上都是非平穩的，其一階差分都是平穩的，所以都是I(1)階序列。
2.協整檢驗
本文采用基于向量自回歸模型（VAR）的Johansen協整檢驗。我們選擇樣本數據具有明顯趨勢項及截距項國際貿易論文，檢驗結果如下：
原假設跡統計量 跡統計量臨界值 最大特征值 最大特征值統計
協整方程數0.05Porb.0.05 Porb.
食品加工業：
82.0157463.87610 0.0007 33.65017 32.118320.0322
48.3655742.91525 0.0130 31.61325 25.823210.007
At most 2 16.7523125.87211 0.4337 10.00953 19.387040.6178
機械設備制造業：
82.8526063.87610 0.0006 41.35908 32.118320.0028
41.4935142.91525 0.0689 26.77769 25.823210.037
At most 2 14.7158325.87211 0.5982 11.15763 19.387040.4972
結果表明無論是食品加工業還是機械設備制造業，其出口貿易、全要素生產率、有效匯率、出口對象國民收入在5%的顯著性水平下都存在協整關系，協整方程為，食品加工業：
機械設備制造業：
3.計量模型解釋
從協整方程系數可以看出，在食品加工行業中，有效匯率每升值1%，其出口貿易會降低0.91%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿易會增長1.51%，同時全要素生產率的提高對其出口貿易并沒有產生正向促進作用，這說明以出口勞動密集型產品為主的食品加工行業，全要素生產率的提高并不能帶動其出口的增長；機械設備制造行業中，有效匯率每升值1%，其出口貿易會降低0.11%，主要出口對象國家國民收入每提高1%，其出口貿易會增長1.31%，全要素生產率的提高對其出口貿易產生了正向促進作用。通過兩個行業的對比我們發現，有效匯率和主要出口對象國家國民收入對這兩個行業的出口貿易影響效果是相同的，而全要素生產率對兩個行業的出口貿易影響效果相反。本文認為這主要是由行業性質決定的，食品加工業是典型的勞動密集型行業，該行業在生產過程中會投入大量勞動力，而代表技術進步的全要素生產率的變化對該行業的出口影響不會十分顯著，該種生產方式也是我國現階段經濟發展中的主要方式；而機械設備制造業是一種技術密集型行業，技術投入比的變化對產量影響較大，但從方程系數我們也注意到，在我國，全要素生產率對該行業的出口促進率僅為0.38%，這一點也反映出我國技術密集型行業的生產方式仍然是以傳統的中間加工環節為主，而擁有自主知識產權的產品較少，這就導致該產業鏈的研發與海外銷售環節被國外廠商所壟斷，生產的產品附加值較低。
以上就很好的解釋了為什么我國出口貿易總量在逐年增加，而增速卻在逐年下降。一方面我國仍然沿襲著高人力，高資本投入的傳統粗放型生產方式，該方式在短期內雖然可以使產量大幅上升并解決部分就業問題，但隨著勞動力成本的提高以及來自其他新興國家的競爭，其優勢將逐漸喪失；另一方面，技術密集型行業中技術進步的貢獻率不高，生產過多的受國外技術壟斷限制。
四、政策建議
我們通過前文的分析發現影響出口的幾個主要因素有全要素生產率，實際有效匯率和國外居民收入，因此可以就這幾個方面提出建設性意見。
（一）積極轉變經濟發展方式，告別“工廠思維”
我國自“九五”計劃起就提出了轉變經濟發展方式的若干建議，經過這十五年的發展，效果顯著，第三產業占GDP的比重從1995年的32.9%持續上升到2010年的43%，但也應該注意到，這與發達國家70%左右的比重還差很遠。目前我國出口仍以低附加值的加工產品為主，而在承接國際產業轉移方面也多以產業鏈中的組裝環節為主，因此中國也被冠以“世界工廠”的稱號。如何告別這種固有思維，是企業需要考慮的問題國際貿易論文，要把今后幾年的發展重點放在如何通過加大科研投入，大力發展人力資本等方面提升產品的技術含量，尤其在出口方面，其產品的附加值高了，出口量也會相應的擴大。
（二）政府制定合理有效的匯率政策
一國匯率對出口貿易的影響應從馬歇爾-勒納條件考慮，但就前面的實證分析發現，我國實際有效匯率的提升確實會抑制出口貿易。目前，人民幣正處在一個逐步升值的過程中，這也成為我國出口貿易增速下降的一個原因，所以政府應積極制定合理有效的匯率政策，防止人民幣匯率出現大幅波動，而是使其處在一個可控范圍內平穩波動。通過有效調節匯率的手段來減小由于產品相對價格變化對出口量的損失?M保喙夭棵旁詵⒉加泄鼗懵市畔⑹幣燦ψ齙膠俠斫魃鰨傭髕笠滌繞涫且猿隹諉騁孜饔鈉笠狄桓齠暈蠢幢浠淖既吩て凇?
（三）尋找有潛力的出口對象，實行出口目的地多元化
出口對象國家的購買力直接影響出口國的出口量，這一點實證分析已經證實。尤其在當前世界經濟形勢下，受前期金融危機及一些地區的債務危機影響，我國主要出口對象美國及歐洲地區國家的國民收入大幅下降，從而導致需求持續低迷，所以僅僅依靠這些國家來支撐我國的出口已經很難維持。我國應該積極考慮尋找更具潛力的出口對象，如巴西，南非等新興經濟體國家，這些國家同中國一樣，都處在一個高速發展的階段，對產品的需求相對旺盛，我國應利用自身的資源優勢與區位優勢，擴大對這些國家的出口。
參考文獻
[1]高鐵梅：《計量經濟分析方法與建模-Eviews應用及實例》清華大學出版社。
[2]關兵：《出口貿易與全要素生產率_基于中國各省面板數據的實證分析》，載《經濟管理》2009年第11期。
[3]倪海清王詠梅：《出口影響我國全要素生產率提高的實證研究》，載《開發研究》2005年第6期。
面對“重數量輕質量”的不良現象普遍存在，如何科學合理地評價學術期刊知識交流效率并根據評價結果采取措施進一步提升效率是當前的難點和熱點問題，是學術期刊評價實踐發展中迫切需要研究的問題。知識交流效率從投入與產出的比較角度，評價學術期刊學術影響力，對于考察學術期刊在知識交流中的地位和作用具有重要參考價值，已成為當前國內外的重點研究領域。同時，知識交流效率測度也是經濟學理論研究中長期關注的焦點問題。目前，關于從效率視角開展學術期刊評價的定量研究，主要有:1)單純測度學術期刊知識交流效率:①采用DEA方法的研究有:主要采用經典DEA模型(CCR、BCC)如Halkos(2011)［1］、Petridis(2013)［2］、萬莉(2013)［3］、張壘(2014)［4］、Lee(2014)［5］、Tüselmann(2015)［6］、Rosenthal(2016)［7］，其他DEA模型如多層DEA模型(Xiang－yang［8］，2012)、DEA/AR博弈交叉效率算法(李琳［9］，2016)、SBM模型吳美琴(2017)［10］。②采用SFA方法的研究有:Ortega(2013)采用C－D生產函數的隨機前沿分析模型，以總被引頻次為產出變量，期刊載文量、影響因子、編輯成員數為投入變量測算數量經濟期刊生產效率［11］。2)在測算學術期刊知識效率效率的基礎上進一步測算效率影響因素的研究有:張壘(2014，2015)［12－13］主要考察了期刊規模、期刊傳播時間、期刊傳播渠道、期刊區域傳播能力、期刊國際化程度五個變量對期刊知識交流效率的影響，王惠等(2017)在借鑒張壘(2014)的研究經驗，選取國際化程度、期刊辦刊時間、期刊區域傳播能力、區域經濟發展水平、期刊學術論文質量5個因素［14］，Mc-Williams(2005)探討了編委會成員規模、期刊訂閱費用、期刊錄用比例、專題組稿對期刊知識交流效率的影響［15］。上述學者在測算期刊知識交流效率時均采用了DEA方法，但在對影響因素分析時采用了不同的方法，其中張壘(2014，2015)［12－13］、McWilliams(2005)［15］在進行效率影響因素分析時均采用了Tobit模型，而王惠等(2017)則采用面板線性回歸方法［14］。這些研究中投入產出指標除Halkos(2011)［1］、Tüselmann(2015)［6］在現有數據庫統計指標數據的基礎上構建新指標，其他學者均選擇現有數據庫中的統計指標。上述學者在投入變量選取均考慮了期刊載文量，Xiang－yang(2012)［8］、Rosenthal(2016)［7］、李琳(2016)［9］僅采用載文量為投入指標，而其他學者均采用了2項或3項投入變量，主要選取篇均引文量，也有學者選取了其他指標，如基金論文比(萬莉［3］，2013;吳美琴［10］，2017)、影響因子與編輯部成員數(Ortega［11］，2013)、刊期(Pet-ridis［2］，2013)、平均引用半衰期(Lee［5］，2014)、篇均作者數(張壘［4］，2014)。在產出指標上，除Petridis［2］(2013)外，其他學者均選取了被引頻次(篇均被引頻次或總被引頻次)，其他選擇較多的指標包括:影響因子、被引刊數、即年指標、學科擴散。此外也有學者引入新的產出指標，如論文影響分值(Rosenthal［7］，2016)、特征因子與H指數(Petridis［2］，2013)。在研究過程中，大部分學者采用多投入多產出效率測評指標體系，也有學者采用單一投入指標多產出指標體系，如李琳等［9］(2016)、Rosenthal［7］(2016)、Xiang－yang［8］(2012)、Halkos［1］(2011)，也有學者采用單一投入單一產出指標體系，如Tüselmann［6］(2015)。綜上所述，對學術期刊知識交流效率的研究，現有研究基于參數效率與非參數效率兩種方法、不同投入產出指標體系來分析不同學科領域學術期刊不同時段的知識交流效率。從知識交流效率測算方法來看，主要采用數據包絡分析(DEA)，其次是隨機前沿分析(SFA)方法。DEA方法中采用較多的是CCR和BCC模型，二者的缺陷在于:無法實現知識交流效率為1的學術期刊之間的比較、存在徑向選擇引起計算結果偏差問題。SFA方法采用基于對數型柯布－道格拉斯(C－D)生產函數的隨機前沿生產模型，該模型忽略了投入要素之間的相互作用，而超越對數生產函數正好彌補了C－D生產函數的不足。非參數效率和參數效率方法測算原理各不相同，各方法也均存在一定的不足，究竟哪一種方法或兩種方法都適合學術期刊知識交流效率測度，尚值得進一步探討［16］。可見，選擇合適的研究方法是進行學術期刊知識交流效率測度的前提和關鍵。從知識交流效率測評指標體系來看，學術界尚未達成共識。因此，亟需構建公充性較高的學術期刊知識交流效率測評體系。因此，為了豐富已有研究，本文創新性地運用非參數效率Super－SBM方法、超越對數生產函數的隨機前沿生產模型(SFA)，以2009－2013年30種國家自然科學基金委員會管理科學部認定的重要期刊(簡稱重要期刊)為例，期刊分類標準參照國家自然科學基金委員會管理科學部《管理科學重要學術期刊表》［17］。在評價重要期刊知識交流效率的基礎上，進一步考察非參數與參數效率方法在學術期刊知識交流效率評價的適用性。
1指標數據和研究方法
1.1投入產出指標體系
借鑒國外學術期刊知識交流效率測評文獻及國內學術期刊評價領域權威學者蘇新寧(2006，2008)［18－19］、邱均平(2010)［20］的研究經驗，選取投入指標包括:期刊載文量［2－5，7－15］、平均引文量［4－5，12－15］、基金論文比［3－4］，期刊載文量反映學術期刊信息豐裕度和投入廣度;篇均引文量衡量學術期刊科學交流程度和吸收外部信息能力，反映了學術期刊之間的交流密度。基金論文比衡量期刊載文學術質量。產出指標包括:總被引頻次［5，7，11，15］、影響因子［3－4，9－10，12－15］、引用刊數［3－4，9－10，12－14］。總被引頻次衡量學術期刊被使用和受重視的程度，影響因子衡量期刊學術影響力，引用刊數反映被評價期刊被引廣度。鑒于隨機前沿分析方法的單一產出特征，依據蘇新寧(2006，2008)［19－20］、邱均平等(2010)［18］關于評價指標權重設置經驗，本文將總被引頻次、影響因子、引用刊數的權重系數分別設置為0.25、0.4、0.35，在歸一化的基礎上計算得到綜合產出指數［20］，相關指標數據來源《中國科技期刊引證報告》。
1.2測度方法
超越對數生產函數(Trans－Log)考慮了投入要素二次項及交叉項之間相互影響，因此，本文采用超越對數生產函數的隨機前沿模型［21］，如公式(1)、(2)所示:log(Yit=β0+β1ln(Pit)+β2ln(Rit)+β3ln(Fit)+0.5*β4ln(Pit)*ln(Pit)+0.5*β5ln(Rit)*ln(Rit)+0.5*β6ln(Fit)*ln(Fit)+β7ln(Pit)*ln(Rit)+β8ln(Pit)*ln(Fit)+β9ln(Rit)*ln(Fit)+vi－μi(1)Ei=exp(－μi)(2)Yit、Pit、Rit、Fit分別代表期刊i在第t年的總被引頻次、期刊載文量、平均引文數、基金論文比，vi、μi分別代表隨機誤差、無效率。通過最大似然估計方法進行參數估計，利用參數γ=u2/(v2+u2)進行檢驗，γ的顯著性程度來判斷SFA方法的選取是否合理，γ的取值來反映隨機前沿生產模型的設定形式是否理想。γ取值范圍反映可控項管理因素與不可控項隨機誤差影響地位的變化，向1靠攏時說明管理因素逐步占主導影響地位，向0靠攏時說明隨機誤差逐步起主要作用。當γ=0時，表示不存在無效率項，此時無需使用SFA方法，直接使用最小二乘法進行參數估計［16］。Super－SBM模型由Tone［22］在2002年提出，該模型解決了多個為1的決策單元排序問題，也修正了未達到生產前沿面的決策單元松弛變量，可以避免角度和徑向選擇而引起的偏差。囿于篇幅，考慮到Super－SBM是較為成熟的模型，且SBM模型在學術期刊知識交流效率測度有見報道。因此，在此略去Super－SBM模型計算公式，具體計算步驟參照王惠(2017)［14］、儲節旺(2015)［23］。
2知識交流效率測評
采用Frontier4.1軟件，對超越對數生產函數的隨機前沿模型進行參數估計，結果如表1所示。γ值為0.949，在1%水平下顯著，表明復合誤差主要來源于非效率項μ，采用隨機前沿分析方法測算期刊知識交流效率是合適的。模型中除了平均引文數、基金論文比的二次項及載文量與基金論文比交叉項不顯著外，其他變量均達到1%顯著性水平。可見，超越對數生產函數的隨機前沿模型設定較理想。Super－SBM方法采用DEA－SOLVER_Pro5.0軟件進行計算結果，Super－SBM與SFA方法測算得到2009－2013年間30種重要期刊知識交流效率的平均值分別是0.501、0.450。Super－SBM方法計算得到的大部份期刊知識交流效率值大于SFA方法，A類期刊整體知識交流效率高于B類期刊。兩種方法計算得到30種重要期刊知識交流效率均值均較低，仍存在很大提升空間。這表明稿件質量不高、經典文獻或最新文獻利用不足、基金論文偏好過度的現象在國家自然科學基金委管理科學部指定重要學術期刊也普遍存在，對于這種現象建議學術期刊機構應采用匿名審稿，如知識交流效率排在首位的《會計研究》就采用了雙向匿名審稿制度。參考文獻作為學術期刊刊載論文不可或缺的組成部分，學術期刊機構在規定參考文獻引證數量基本要求的同時，應要求作者對所投論文相關主題的權威論文引用率，期刊主辦機構應建議外審專家在審稿時給出作者論文的參考文獻部分中未引起重視的參考文獻。為了促進學術期刊的被引率，學術期刊主辦機構可以通過要求作者補充文章中的中文參考文獻對應的英文格式，采用優先出版的方式將錄用的論文以整刊定稿的方式進行數字出版，向讀者提供免費開放獲取功能來提升期刊學術傳播的輻射力。學術期刊主辦機構還可以向業界專家學者、作者或讀者年度選題暨欄目建議征集通知，同時還可以向作者期刊年度重點關注領域，從而避免作者減少因選題不符而耽誤的審稿等待時間，也有利于減輕期刊編輯工作量。依據兩種不同方法所得期刊知識交流效率值的平均值，對30種重要期刊進行綜合排序，結果如表2所示。可以看出，《會計研究》、《管理世界》、《中國農村經濟》、《中國軟科學》、《農業經濟問題》排在前5名，其中《中國農村經濟》系國家自然科學基金管理科學部指定重要期刊B類期刊。《管理學報》、《工業工程與管理》、《運籌與管理》、《系統管理學報》、《管理評論》排在后5名，除《工業工程與管理》雜志外，其余均為重要期刊A類。《工業工程與管理》系8種B類期刊中唯一未開通網上投稿功能的期刊，沒有投稿網址對吸引優質稿源有不利影響。《系統管理學報》、《運籌與管理》、《管理評論》，筆者通過調研以上3本雜志發表過論文的作者及在經管之家論壇檢索有關上述3種期刊帖子，發現導致知識交流效率較低的可能原因是審稿周期過長，尤其是外審環節，整個審稿長達9個月。《管理學報》基金論文比0.85左右，該雜志可能存在偏好基金論文，然而較高的基金論文并沒有帶來相應的學術影響(吳美琴，2017)［10］。A類重要期刊中《會計研究》、《管理世界》、《中國軟科學》、《農業經濟問題》、《系統工程理論與實踐》排序靠前，《預測》、《情報學報》、《運籌與管理》、《系統管理學報》、《管理評論》排序靠后。《情報學報》之所以知識交流效率較低，可能是受學科性質和未被《中國知網》收錄的影響。《預測》系雙月刊，樣本期內載文量維持在85篇附近波動，基金論文比均超過0.83以上，較低的載文量難免會引起引用的不足。B類重要期刊中《中國農村經濟》、《中國人口•資源與環境》、《科學學與科學技術管理》、《系統工程》4種期刊排名較靠前，這4本雜志均為月刊，審稿周期一般為3個月，較短的審稿周期容易獲得更多的作者關注。因此，國家自然科學基金委管理科學部應對重要期刊建立動態滾動考核機制，給辦刊效果較好的機構獎勵這種稱號。為了進一步檢驗Super－SBM與SFA方法在期刊知識交流效率測算的適用性，本文采用Pearson相關系數檢驗Su-per－SBM與SFA兩種方法測算得到學術期刊知識交流效率值，發現兩種方法測算結果的相關系數為0.901，通過1%顯著水平檢驗，表明兩種方法測算得到的期刊知識交流效率高度相關。采用配對樣本的t檢驗，發現Super－SBM和SFA測算期刊知識交流效率值之間的配對差的均值為0.052，標準差為0.234，自由度為29，雙尾顯著性概率為0.237，表明不考慮時間效應的超越對數生產函數的隨機前沿分析方法與Super－SBM方法測算結果不存在顯著性差異。應用Spearman等級相關系數，對依據Super－SBM與SFA兩種方法測算效率值大小得到的期刊排序結果，發現兩種方法得到的期刊知識交流效率值的排序相關系數為0.894，在1%水平下顯著，表明兩種測算方法的排序結果具有顯著的排序一致性。Super－SBM與SFA方法的效率排序結果與綜合排序結果的相關系數分別為:0.982、0.931，具有高度相關，且均高于單純采用一種方法的評價結果。因此，非參數形式Super－SBM與參數形式SFA方法，均可以用來測算學術期刊知識交流效率。
3結論
以國家自然科學基金委員會管理科學部認定的30種重要期刊為研究對象，以總被引頻次、影響因子、引用刊數為產出指標，期刊載文量、平均引文量、基金論文比為投入指標，采用非參數Super－SBM與參數效率SFA方法測算期刊知識交流效率。兩種方法測算結果均顯示2009－2013年30種重要期刊知識交流效率平均值較低。《會計研究》、《管理世界》兩種期刊相對其他28種期刊而言，知識交流效率較高。《中國農村經濟》、《中國人口•資源與環境》在B類期刊群中，具有優勢。兩種方法計算得到的期刊知識交流效率不存在顯著性差異，依據兩種不同方法測算結果得到的期刊排序存在高度的顯著性一致性。因此，兩種方法在分析期刊知識交流效率的高低及依據效率得分進行的期刊排序具有通用性。兩種方法聯合估計，能增強評價結論的公充性，同時可以彌補彼此之間的不足，如DEA方法能夠針對投入與產出的松弛程度、調整目標值進行報道，而SFA方法能夠分析投入變量的產出彈性、單因素產出效率。可見，學術期刊知識交流效率測評關鍵在于構建出具有公充性的效率測評指標體系。效率視角下期刊評價是學術期刊知識投入與產出績效的具體體現，為跨學科學術期刊評價提供了新的研究思路。本文也存在一定的局限，僅單純從效率測算視角對兩種不同方法進行了比較，尚未從影響因素分析的視角進一步比較。另外，今后亟需采用更大的樣本數據針對學術期刊知識交流效率影響因素及收斂性進行研究。
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論文關鍵詞：新疆兵團，產業結構，經濟增長，貢獻率
新疆生產建設兵團是一支肩負屯墾戍邊使命的，國家實行計劃單列的特殊組織，其經濟在新疆經濟中占有舉足輕重的地位，產業結構的狀況對經濟發展有著重要影響作用，不同的產業結構會帶來不同的經濟增長效益和資源配置效率。因而，要促進兵團經濟增長和提高市場競爭能力就必須對兵團產業結構與經濟增長的關系有一個清醒的認識。
一、理論基礎
最早注意到產業結構與經濟增長之間關系的是現代政治經濟學的奠基者威廉配第 （1652年）。馬克思在其理論基礎上提出了“擴大再生產理論”（1857年）：擴大再生產的實現條件，即同時必須使兩大部類相互交換的產品之間保持一定的比例平衡關系。基本的實現條件是第一部類原有的可變資本價值，加上追加的可變資本價值，再加本部類資本家用于個人消費的剩余價值，三者之和應該等于第二部類原有不變資本價值和追加不變資本價值之和。
克拉克（clark,1940）在《經濟發展的條件》中指出就業結構的轉變順序是從第一產業到第二產業，繼而到第三產業。
庫茲涅茨(Kuznets,1949)在論述國民收入的度量問題時提出，一個國家國民收入的度量必須從產業結構的角度去衡量，而一個經濟的產業結構又是由其生產方式所決定的。經濟增長是一個總量的過程，在總量與結構變動的關系中，首要的是總量增長，總量增長是需求變動的主要原因，進而引起經濟結構包括產業結構的變動。
錢納里(Chenery,1960)利用51個國家的經驗數據說明新疆兵團，當一個國家的經濟規模發生變化時，服務行業和農業變化最小，而制造業增長最大，由此提出產業增長的模式，并認為這種工業化模式能使資源得到最優配置。
索洛(Solow,2000)認為：長期經濟增長是由廣義技術進步(含經濟制度的變遷)貢獻的，而短期經濟增長是由資本和勞動等要素投入的增加所貢獻的。然而資本、勞動和技術是在一定產業結構中組織在一起進行生產的，對于給定的資本、勞動和技術，不同的產業結構會導致不同的產出。
本文主要基于庫茲涅茨和錢納里的理論，對兵團產業結構與經濟發展的關系展開分析。
二、兵團產業結構變動趨勢
兵團自成立以來，產業結構發生了較大的變化，三大產業在生產總值中的比重逐年發生變化。兵團三大產業結構變動趨勢見圖1。根據圖1，可將兵團經濟分為三個階段。
第一階段（1950—1975年）：50年代國家實行優先發展重工業的戰略措施，兵團第二產業得到了優先發展，1954年第二產業比重達63.3%，但之后比重急劇下降，1975年降到最低點22.5%，主要因為1975 年撤銷兵團體制，成立了新疆維吾爾自治區農墾總局，一批工業企業移交地方，三次產業結構發生逆轉。第一產業比重除了在1954年出現最低點14.6%，總體呈現逐漸上升的態勢小論文。第三產業發展較為緩慢。
第二階段（1975—1995年）：這一階段的特征是兵團由以第二產業為主的產業結構演變為以第一產業為主的較低層次的產業結構水平。第一產業一直處于主導地位，除了1992年和1993年略為下降，發展態勢較為穩定；第二產業由1975年的22.5%上升到1983年40.2%之后，發展也趨于穩定，但比重始終小于第一產業；第三產業呈現出緩慢上升的發展趨勢。
第三階段（1995—2008年）：這一階段的特征是兵團產業呈現“一三二”的結構。第三產業比重自1995年起超過了第二產業比重，直到2008年保持著穩步上升的發展；第二產業處于波動發展中，與前兩個階段相比，比重下降明顯，到2008年升至31.7%；第一產業除了2001年低于第三產業，一直處于主導地位。截止2008年，三大產業比重基本持平。
數據來源于《新疆生產建設兵團統計年鑒2009》
三、實證分析
（一） 指標選取與數據整理
本文選取兵團生產總值（GDP）y代表兵團的經濟增長，兵團的第一產業產值x1、第二產業產值x2和第三產業產值x3代表兵團的產業結構。根據圖1兵團生產總值構成的情況，本文選取從1978—2008年的各指標的時間序列數據進行分析。考慮到歷年數據會受到各年價格因素的影響，所以新疆兵團，根據各年份的生產總值當年價和生產總值可比價指數，計算出以1978年為基期的生產總值。數據來源于《新疆生產建設兵團統計年鑒2009》。
（二）單位根檢驗
為了確定時間序列數據的平穩性，更好地進行下一步的協整分析，本文運用統計軟件Eviews6.0對數據進行單位根檢驗。為了消除異方差，先對各個指標消除價格影響因素后的數據取對數，然后進行單位根檢驗。所得結果經過整理后如表1。
表1單位根檢驗結果
變量
ADF統計量
1%臨界值
5%臨界值
10%臨界值
檢驗結果
logy
-1.56256
-4.30982
-3.5742
-3.22173
非平穩
logx1
-1.67527
-4.29673
-3.5684
-3.21838
非平穩
logx2
-1.42716
-4.30982
-3.5742
-3.22173
非平穩
logx3
-1.31006
-4.30982
-3.5742
-3.22173
非平穩
Dlogy
-6.67417
-4.32398
-3.5806
-3.22533
平穩
Dlogx1
-8.0379
-4.32398
-3.5806
-3.22533
平穩
Dlogx2
-6.22147
-4.33933
-3.5875
-3.22923
平穩
Dlogx3
-8.40123
-5.32398
-3.5806
關鍵詞：畢業設計（論文）；指導；因材施教
內蒙古科技大學坐落在“草原鋼城”包頭，1956年建校，1960年更名為包頭鋼鐵學院，隸屬原冶金工業部，1998年劃歸管理，2003 年更名為內蒙古科技大學。它定位于一所教學研究型普通高等學校，以冶金工程、材料工程、礦業工程等優勢學科為依托，形成以工科為主，建設在冶金、材料、礦業、機電、建筑、能源等領域具有優勢的學科專業體系，培養“上手快、留得住、后勁足”，具有實踐能力、創新意識和創業精神的高級應用型專門人才[1]。
我校材料成型與控制工程系始創于建校伊始的1956年，由軋鋼這個具有相當長歷史的老專業發展和演變而來，專業改造后在名義上這一老專業方向不存在了，但新專業傳承了軋鋼這一老專業的特點與內涵。本專業是我校傳統的優勢學科，1996年獲得材料加工工程碩士學位授予權，2004年獲得材料工程領域工程碩士授予權，目前是材料科學與工程博士學位支撐點建設學科。1998年教育部進行高等院校本科專業目錄調整時，設立了材料成形與控制工程這樣一個新的本科專業，從該專業在我校的演變歷史可以看出其專業范圍重點還是傳統的軋鋼專業，以側重于為鋼鐵工業培養專業技術人才為主要目的，畢業生的去向也主要集中在鋼鐵企業[2]。wwW.133229.cOM
一、當前畢業設計(論文)中存在的主要問題
（一）設計(論文)的命題
命題是畢業設計(論文)的起航點，立題不當，可能會使整個畢業設計的創新性和目的性黯然失色[3]。實際畢業設計(論文)中選題不當常有發生，其原因各異。
有些命題過于陳舊，這尤其體現在畢業設計的命題上。按照我校本專業的傳統，畢業設計主要是針對鋼鐵企業軋鋼廠的生產車間進行設計。隨著我國的鋼鐵工業近10年來迅猛發展，發生了天翻地覆的變化，新的裝備和控制手段被大量的應用到現代化的鋼鐵生產線上，產品結構發生的更本的變化，很多傳統的觀點和思維被打破[4]。在這種背景下，部分命題仍然按照10年以前的標準來制定，就顯得有些更不上時代，不僅如此，還會造成學生可能存在抄襲現象，影響了對學生的鍛煉效果。
青年教師不能很好的把握畢業設計(論文)題目難度，這一點在筆者身上顯得尤為突出。筆者在博士畢業后，第一次指導學生做畢業設計(論文)，在給部分學生制定畢業論文題目時，沒有考慮到學生本身的知識結構的局限，題目超出了學生所能承受的范圍，在完成畢業論文的過程中遇到了很多問題，影響了畢業論文的順利進行。
（二）學生投入不足
1、就業對學生畢業設計(論文)投入的影響。就業對學生畢業設計投入的影響是本專業近期才出現的問題，是一個新問題。鑒于我校本專業畢業生擁有較強的專業性，在2008年以前我國鋼鐵工業迅速發展期間，本專業大四學生一般在秋季學期就找到了相應的工作。然而近3年來，隨著鋼鐵工業整體的不景氣，我校本專業學生的就業形勢也受到不少影響，很多學生在大四的春季學期即進行畢業設計的學期還沒有能夠確定工作，尤其是女生。由于存在就業的壓力，迫使學生將更多的精力放在聯系工作之上，真正投入到畢業設計中的精力和時間有限，畢業設計時心不在焉，出現懈怠情緒。筆者所帶的學生中就存在這種現象，在整個期間，主要的精力放在聯系工作上，對整個畢業設計進程影響嚴重。
2、考研對畢業設計投入的影響。近些年來，隨著就業壓力的增加，為了緩解這種壓力不少學生選擇考研，一般初試成績約在3月份出來，那些過了初試需要準備復試的學生，在此期間難以全心去做畢業設計，這種狀態一般會持續到5月中旬，在研究生入取基本結束后，這部分學生才可能完全集中精力去準備畢業設計。
此外還有一部分學生是那種本身學習成績較差，在最后一學期不僅有就業壓力而且更重要的是還要疲于應付各種掛科的清考。這一類的學生本身基礎比較差，在理論學習階段就養成了對學習不認真、得過且過的習慣，在就業和清考雙重壓力之下，只能有很少的精力投入到畢業設計中。這類學生在筆者所帶的學生中也存在，也是另筆者最頭疼的學生。
3、學生投入不足，也有部分原因是學生對畢業設計(論文)的重要性認識不夠。部分同學對研究題目認識不足，準備不充分，設計過程往往流于形式，其表現往往是應付了事。這是一種普遍的心態，具有普遍性。
二、相關問題的改進
（一）完善命題
命題是指導教師的最重大的任務，為了保證質量，在命題是筆者認為需要在以下幾個方面把關：首先從專業培養目標出發，設計的內容應與本行業最新的發展趨勢密切相關，這需要指導教師密切關注當下國內外鋼鐵工業的發展趨勢；其次設計(論文)題目難度應適中，尤其是青年教師需要盡量避免這種現象的出現，針對青年教師容易出現這樣的問題，個人認為系主任要對青年教師制定的題目進行審核，對研究和設計的內容進行把關，以確保學生能夠運用所學知識和現有條件在規定的時間內完成畢業設計；最后，還需保證題目的多樣性，不僅要保證學生1人1題，更重要的是要避免題目重復出現。
（二）因材施教
學生經過大學四年的學習，個體存在很大的差異，且新時期的學生每個人所追求的目標亦不相同，自身想法很多，因此在面對畢業設計時，學生心中所想也不盡相同，當然最終的基本目的還是一致的即能夠完成畢業設計，順利畢業。
鑒于不同學生各自擁有不同客觀條件和自身追求，因此作為指導教師在面對學生是不能采用一刀切的方式進行指導，而是需要客觀的面對學生所固有的個體差異，因材施教，以確保每個學生都能完成畢業設計，順利畢業。
為此作為指導教師，首先應該主動了解學生的基本情況。在初見學生的時候，明確學生的就業情況，是否簽約，簽約的意向以及將來擬從事工作的類型；了解學基礎課的學習成績，是否存在補考和最后的清考；學生的考研狀況，報考的學校和專業。
其次在明確學生的相關背景之后，充分考慮到學生的個體化差異，為不同學生量身定做其畢業設計或論文的內容。具體的指導思想是重點培養對本學科有興趣的學生且精力足夠，將來要從事鋼鐵工業生產或者研究領域的學生，按照評優的標準去要求這些學生，激發這類學生的潛力，這類學生以做畢業論文為主，提前培養他們運用所學知識解決問題的能力，讓他們能夠學以致用；對于需要找工作，且將來樂于從事鋼鐵工業的學生要重點幫扶，這類學生以做畢業設計為主，我校本專業的畢業設計以軋鋼車間設計為主，整體套路成熟，但是缺乏創新性。讓這類學生做畢業設計可以讓學生了解軋鋼生產基本流程，設備狀況，了解車間設計的目的和意義，對將來熟悉工作環境打下一個良好的基礎。對于能力有限（主要是那些基礎課程成績很差，還需要參加補考和清考的學生），則需要重點照顧，適當降低對他們的要求，讓需要補考的學生有足夠的時間去準備補考，同時指導教師要花更多的時間去跟蹤指導他們的設計，以避免學生過于放松設計；對于那些完全無意于從事本專業的學生，則不能再專業方面對他們施加過大的壓力，因為學生已經對本專業的學習沒有興趣也就沒有做好畢業設計的動力，對于這樣子的學生，個人認為應該盡量的幫助他們完成最基本的畢業設計內容，確保順利畢業。
（三）嚴格紀律
當然，對待不同的背景的學生采用不同的指導思想，并不是說放松對學生的要求。嚴格紀律仍然是不可或缺的，是畢業設計能夠順利完成是一個重要保障。
指導教師在充分考慮學生個體差異情況下制定研究和設計內容后，在畢業設計的開始就要明確畢業設計的紀律，以嚴格的出勤、過程監控、結果檢查、畢業答辯規章制度以及考核辦法，使學生認識和重視畢業設計，端正畢業設計態度，認真完成畢業設計。
此外，認真做好畢業設計的教育、動員和宣傳工作，使學生充分重視畢業設計在教學中的重要地位，亦是不可缺少的過程。
三、總結
綜上所述，本科畢業設計工作是高等學校人才培養的重要環節，在面對新的環境下出現的系列問題，指導教師一方面需要加強在命題科學性，前瞻性以及合理性方面的探索，另一方面要充分考慮學生自身的背景以及興趣愛好，在指導學生時因材施教，充分發揮每個學生的積極性，并輔之以嚴格的紀律，使學生順利完成畢業設計，提高能力，為將來的工作和進一步深造打下堅實的基礎。
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【關鍵詞】創新教育 能力培養 數學建模
一、大學生數學建模競賽概況
全國大學生數學建模競賽于1992年起每年舉辦一屆，目前該項賽事已經成為全國最大的數學競賽。為了提高我校競賽質量和水平，我校每年五月份都進行校內建模比賽，通過比賽提高學生的競賽水平。經過多次參加全國大學生數學建模競賽，我校現在已經形成了一個優秀的建模指導教師和團隊，每年在比賽中都會有好的表現。
二、數學建模競賽分析
從廣義的講，數學建模就是利用數學領域的相關知識來解決經濟領域、科技領域、生活等領域方面中的任何問題；從狹義的講，數學建模就是對給定的問題建立數學公式作為模型，通過計算該問題答案。對歷年出題及解題思路分析結果顯示，題目往往存在著一題多解，方法融合，結果多樣和學科交叉，題意開放，結果開放等特性；賽題水平主要體現了綜合性、實用性等特點；比賽題目主要包括工業、農業、工程設計、交通運輸、經濟管理、生物醫學和社會事業等七個大類；從解題方法進行統計分析，數學建模競賽要求參賽者具備幾何理論、組合概率、統計（回歸）分析等各種數學方法。
三、數學建模過程分析
數學建模競賽要求在3天內完成競賽題目，并以論文的形式提交。經過多次參加數學建模競賽和指導學生參加數學建模競賽，我們從實踐中總結了數學建模競賽的實戰經驗。數學建模能夠培養和鍛煉學生的課題分析能力、數據搜集能力、快速學習能力、團隊合作能力、文章撰寫能力、創新能力和吃苦耐勞能力。
數學建模是一種創造思維的過程，它要求參賽者先進行問題分析，建立相關模型，運用合理方法進行模型求解，對結果進行分析和檢驗，最后撰寫論文。首先，參賽者要充分閱讀課題題目，認真分析條件和要求，明確目的后，要用數學的語言將問題描述出來；在分析過程中，為了方便模型的建立，需要提出必要的合理的假設；運用參賽者背景建立合理的模型，經過對方法進行靈敏度分析后，最后對結果進行闡述。在整個建模過程中要保證組內人員的平等地位，相互尊重，不能主觀決斷和武斷評價，不要回避任何問題，要認真面對每一個問題，不要對交流失去信心。
四、數學建模培訓模式探討
一個參賽隊伍要在參賽過程中表現出良好的參賽狀態和競技水平，就要有的放矢的做好培訓工作。為了提高參賽者的競賽意識，使參賽者養成時刻建模，思考嚴謹的建模習慣，我們認為在時間是否充裕的情況下，都要以講帶練，以練帶講的方式進行教學和實踐，即學生為主體，教師輔以講解的培訓方式。課程設置應該以理論教學、實踐、實戰相結合進行安排，理論教學階段講解某一方面的基礎知識，實踐階段是及時將理論教學的內容利用計算機編程實現，實戰階段是做3道以上相同或相似知識點的題目，通過比較模型的結果分析模型建立的思路是否與優秀模型相似，及時尋找到不足與差距，并及時更正提高。
當所有知識點都進行教學和實踐實戰后，為了使參賽者了解數學建模，了解數學模型的構成要素，這時需要參賽隊伍閱讀并講解大量的優秀論文，這樣不但能夠使參賽者認真去學習和了解論文，也能通過聽別人講解而節約閱讀其它文章的時間。經過2輪的講解后，就要組織學生進行模擬競賽，每輪要求每組學生做一道真題，要求學生認真完成模型的建立和求解，并以論文的形式提交，指導教師要認真批閱，并指出錯誤和修改方向。經過2輪的模擬后，學生基本上了解了建模的流程，學生可以針對自己的不足進行自學，此時指導教師應該以答疑為主，認真講解每組的不足和需要改進的地方。
五、數學建模競賽前準備
為了以最佳狀態迎接比賽，數學建模競賽小組應該認真準備好每個知識點的寫作流程、實現程序、備用方案，還要打下扎實的編程功底和快速學習能力。當面對新知識點時就能夠快速以實戰為目的的進行學習，進行分析和處理。此外，準備好建模論文的模板，這樣就能快速的書寫和答題；同時，我認為最應該準備好的是良好的心理素質，這樣才能在任何情況下都能夠以冷靜的頭腦面去審題，建模和分析求解，才能在小組有分歧的時候合理進行安排和取舍。
六、建模競賽參賽安排
建模競賽要求3天內，3個人完成一個課題的問題，這就要求我們的參賽隊伍有統籌規劃、聯合協作的能力，就要安排好比賽的時間。我認為小組3個人應在2個小時內讀懂并列出題目的條件和要求，經過討論確定研究方案。如果有解題思路后，應該盡快完成，這樣才能對模型進行改進和補充；如果沒有解題思路后，要布置好誰負責學習新知識、誰負責尋找該知識的實現方案，誰負責查閱資料等等，這些工作看似簡單，但是緊張的3天時間里完成課題的模型建立和求解，以及論文撰寫，不是一件簡單的工程。
七、建模競賽論文書寫技巧
數學建模論文要求結構清晰、層次分明、語言流暢，模型的表述要清楚準確，重點和要點突出。整個論文要包括題目、摘要、問題重述、問題分析、模型假設及說明、符號使用級說明、模型的準備、建立、求解和分析檢驗、模型的改進方向和評價，還要附上參考文獻和相應的程序。要提高參賽者的寫作水平，除了進行論文的研讀外，應要求學生認真完成每次實踐，并認真按照論文要求進行撰寫。指導教師要對每個參賽對的每篇論文進行點評，并要求參賽者及時修改，通過多次的指出后，參賽者就有了良好的寫作思維和模式，這樣就能夠在比賽時沉著應對，以最好的狀態進行參賽。
［關鍵詞］獨立學院；國際經濟與貿易；實踐教學
1 國際經濟與貿易專業人才需求現狀
獨立學院國際經濟與貿易專業主要是面向企業培養其所需人才。自從我國加入WTO以來，我國對外貿易權的管理方式由原來的審批制改為備案登記制，準入門檻降低后，具有進出口經營權的企業大幅度增加。由于國際貿易特殊的貿易環境和運作慣例，外經貿業務工作具有較高的風險性、較強的專業性。企業作為自主經營、自負盈虧的獨立法人，在員工招聘中傾向于錄用動手能力強、能夠直接進入業務狀態的外貿人才。對于中小企業而言，業務量不大、設崗較少，要求外貿應用型人才具有全面的操作技能和綜合應用能力；對于大型企業而言，業務量大、部門分解較細、設崗較多，要求外貿應用型人才具有過硬的專門操作技能和獨立解決問題能力。無論是大企業，還是中小企業，他們的貿易程序都是相同的。
出口貿易的基本程序通常分為三個階段：出易前的準備、簽訂出口合同和履行出口合同。出易前的準備包括編制出口計劃、組織貨源、國外市場和客戶調查、制定出口經營方案、建立客戶關系、開展廣告宣傳、辦理商標注冊；簽訂出口合同包括邀請發盤、發盤、還盤和接受；履行出口合同包括以收取貨款為核心的貨物、租船訂艙、辦理保險、出口報關、辦理保險、繕制單據、出口收匯核銷、出口退稅；必要時，還有出口索賠。
進口貿易的基本程序通常也包括三個階段：進易前的準備、簽訂進口合同和履行進口合同。進易前的準備包括編制進口計劃、國外市場和客戶調查、制定進口經營方案、建立客戶關系、選擇交易對象；簽訂進口合同包括邀請發盤、發盤、還盤和接受；履行進口合同包括以交付貨款為核心的租船訂艙、派船接運、辦理保險、買匯、審核單據、進口付匯核銷、進口報關、檢驗貨物；必要時，還有進口索賠。
從國際貿易的進出口程序可以看出，國際貿易所涉及的業務環節非常多。因此，獨立學院國際經濟與貿易專業培養的人才應該是復合型、應用型人才。具體來說，該專業的畢業生應具備的技能和能力包括：①基本技能，如閱讀技能、寫作技能、現代辦公設備操作技能、網上進行商務處理技能、商品檢驗技能、識別與填制外貿單證技能。②基本能力，如自學能力、創新能力、組織管理能力、應變能力。③專業能力，如貿易業務處理能力、外語運用能力。
2 獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學存在的問題
2.1 實習與畢業論文相互脫節
實習是學生在系統地完成專業教學計劃所規定的相關課程的基礎上進行的熟悉進出口業務程序的現場活動。畢業論文是國際經濟與貿易專業本科生實踐教學非常重要的環節，是學生運用所學習的基本知識和基本理論，去研究和探討實際問題的實踐鍛煉，是綜合考察學生運用所學知識分析問題、解決問題以及動手操作能力的一個重要手段。撰寫畢業論文有利于培養學生綜合運用所學知識和技能解決較為復雜問題的能力，讓學生受到科學研究工作或設計工作的初步訓練。但是，由于外貿業務量大，一項外貿業務涉及時間較長，從發盤到完成業務全過程可能經歷幾個月甚至更長的時間，而專業認識實習、專業實習、畢業實習和畢業論文安排在不同的學期，它們之間相互脫節，學生很難在實習單位親歷一筆完整的外貿業務，這樣就造成了實習的非系統性，畢業論文選題、開題與實習脫節，難免脫離實際，不利于學生的能力培養。
2.2 專業課案例教學不能相互銜接
案例教學是把實踐案例進行處理后引入課堂，讓學生根據案例提供的背景資料分析案例、討論案例，尋求解決實際問題的方案。案例教學使學生身臨其境般地經歷一系列事件和問題，接觸各種各樣的組織場景，通過深入地研究與分析，加深對所學理論的理解，培養學生的感覺能力和反應能力，提高學生運用專業知識解決實際問題的能力。但是，由于各專業課任課教師均從所授課程角度出發組織案例教學，重點當然在所講課程之中，這就導致不同課程的案例很難形成一項完整的、系統的國際貿易業務，學生也很難將多門課程的知識應用到一筆業務，這樣就會造成所學知識的“無用性”，知識之間形成壁壘，很難相互銜接。
轉貼于
2.3 課程設計組織難度大
通過課程設計考查學生對相關理論的掌握情況，培養學生綜合運用所學理論知識分析和解決實際問題的能力。鍛煉學生的獨立工作能力，也是對理論教學效果的檢驗。但是，由于國際經濟與貿易專業課程所涉及的環節較多，如訊盤、發盤、還盤、接受，在合同磋商的每一個環節里，又涉及貿易術語、商品的數量和品質、商品的包裝、商品的運輸及保險、商品的檢驗、貨款的收付以及索賠等。教師在進行課程設計時，還要聯系其他課程的知識，不容易組織。
3 獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學改革措施
針對當前獨立學院國際經濟與貿易專業實踐教學中所存在的問題，根據國際經濟與貿易專業人才應具有的知識結構、能力結構和沈陽工業大學工程學院的自身特點，我們對國際經濟與貿易專業的實踐教學進行了改革，制定了具體的改革措施，取得了良好的效果。
3.1 實習與畢業論文相互銜接
我們首先對原有的時間短而又分散的專業認識實習、專業實習和畢業實習進行了整合，統一調整為四周的專業實習，將原來為期十三周的畢業論文調整為十八周，調整前后實習和畢業論文的總周數卻沒有變化。然后，在學期安排上也進行了調整：專業實習安排在第八學期前四周進行，畢業論文分兩個階段，第一階段為前四周，安排在第七學期后四周進行，第二階段為后十四周，安排在第八學期后十四周進行，專業實習恰好置于畢業論文的兩個階段中間。
改革之后，學生在指導教師的指導下，深入相關企業，選擇一筆或幾筆完整的國際貿易業務，利用畢業論文前四周的時間和寒假進行選題、開題和收集資料，從而確保論文選題的客觀性和實用性；在接下來的四周專業實習期間里，學生依據選定的論文題目和完整的國際貿易業務，利用所學的專業知識，繼續在企業里進一步了解、熟悉相關的業務，發現問題、分析問題、探討解決問題的方案；在畢業論文最后的十四周里，學生要確定論文撰寫提綱、查閱資料、撰寫、修改、審查、進行答辯等環節。
通過實習與畢業論文相互銜接，可以使學生在實習單位親歷一筆完整的外貿業務，同時也可以使學生的畢業論文選題、開題、撰寫等環節緊密聯系實際，非常有利于學生的實踐能力、動手能力、分析問題和解決問題能力的培養。
3.2 按國際貿易業務程序統一制定案例教學方案
我們通過組織專業課教師進行共同商討、相互溝通，依據一項完整的、系統的國際貿易業務和程序，最終制定出來一套統一的案例教學方案，所有專業課的案例都按照業務程序融合在其中，確保了案例教學相互銜接，便于學生對所學理論的理解、掌握，提高了學生運用專業知識解決實際問題的能力，案例教學效果得到了明顯的提高。另外，我們學院有著得天獨厚的地理位置優勢，與中國石油遼陽石油化纖公司相鄰，可以組織學生到遼化對其國際貿易業務進行實地參觀、考察，在企業進行案例教學，通過案例教學校企合作共同搭建實踐教學平臺。這樣，不僅使學生對企業有更多的感性認識，還可以將各門課程的理論知識聯系并運用到實際。
3.3 情景模擬組織課程設計
為了解決國際經濟與貿易專業課程設計難以組織的問題，我們采取了能夠充分調動學生主觀能動性的情景模擬教學形式。按照國際貿易相關業務和程序要求，將學生分成若干組，每組都有自己的工作和職責，發給學生一些背景資料，要求學生認真研讀，也可以查找相關資料作為補充，模仿國際貿易業務的實際操作，進行模擬訓練，可以對出口報價、結算以及所涉及的單證等業務進行模擬。學生在模擬過程中，可以相互交流、溝通、商討，共同理解、掌握國際貿易理論和方法，學生的學習樂趣倍增。
企業社會責任的概念界定：
Sheldon首次提出了企業所要履行的各類社會責任（包括道德因素）需要與企業經營服務范圍內滿足需求的責任聯系在一起；Bowen認為企業社會責任是企業為實現社會目標和責任所采取的行動和義務；Davis and Blomstrom提出企業追求利潤同時有義務增進社會整體福利。
企業社會責任的維度研究：
溫素彬和方苑將企業社會責任劃分為貨幣資本、人力資本和社會資本三個方面；張蘭霞等從股東、員工、供應商、債權人和政府五個方面研究企業社會責任。Carroll綜合了學者們的觀點，將企業社會責任定義為一定時間內對企業的經濟、法律和慈善等方面期望效益的總和，企業應當履行其社會責任，即在創造利潤、提高財務績效的同時承擔起對股東、債權人、供應商、員工和國家的責任。
國內外關于企業社會責任與財務績效的研究有三類觀點：一是正相關關系。Aupperle et al.依據利益相關者理論，發現企業承擔社會責任能夠顯著提高財務績效。張兆國等采用系統GMM方法對中國滬市A股上市公司的企業社會責任和財務績效的關系進行探究，結果顯著相關。徐光華和張瑞系統分析了利益相關者理論的演進過程并建立了相關模型，證明企業社會責任和財務績效顯著正相關。二是負相關關系。>>>>>評審專家吐槽博士畢業論文：作者應該回爐深造
Yuhei et al.以ROA和Tobin’s Q為財務績效指標對四大旅游相關行業進行實證檢驗，認為企業履行社會責任不能提高企業的財務績效。李正以上海證券交易所2003年521家上市公司為樣本對企業承擔社會責任能否提高財務績效進行研究，結果顯示負相關。三是無相關關系。Makni et al.以加拿大179家企業為研究對象，結果發現企業社會責任和財務績效不相關。Mcwilliams et al.用KID指數衡量企業的財務績效，證實企業的財務績效與社會責任之間沒有關聯性。陳玉清等以A股上市企業為研究對象對16個行業的企業社會責任和財務績效的關系進行探討，發現兩者相關性不顯著。張川等以ROA為財務績效指標對2007-2011年中國化工行業上市公司進行分析，發現承擔企業社會責任與財務績效不相關。
導致上述三類觀點差異的主要原因是：
(1) 企業社會責任范圍的界定不同；
(2) 企業社會責任的量化方法不同；
[關鍵詞] FDI 貿易結構 貿易競爭力指數 協整分析
一、導 言
自20世紀90年代，中國的進出口貿易的發展勢頭迅猛。2006年中國對外貿易額為1.76萬億美元，成為世界上第三大貿易國，對外貿易占中國經濟中的份額近70%。與此同時，流入中國的FDI也有巨大增加。1995年時，中國累計實際利用外資只有不到1000億美元；而截至2006年底，實際使用外資金額達到8000多億美元。
目前，在FDI與進出口貿易的相關性問題上，FDI對中國出口商品結構的影響的研究還相對匱乏。另一方面，反觀歷史上發展中國家對待跨國公司態度出現的轉變，外資對出口商品結構優化的貢獻有限引起東道國對外資作用的懷疑也是重要的原因，這是值得中國警惕的。因而，結構問題是非常值得研究的。
二、文獻綜述
國內對FDI對貿易結構的影響研究相對較少，且基本認同FDI優化了中國的出口貿易結構。岳昌君(2000)得出FDI變化率與產出變化率之間的關系表達式，依靠跨行業數據分析FDI與商品貿易之間的關系。結果認為，中國的FDI促進了勞動密集型產品的凈出口。
賴明勇、包群(2002)認為，利用FDI對東道國勞動密集型產品的出口質量提高有一定的作用。激發勞動密集型產品的貿易活力，通過加大技術投入可以實現其向附加值高的技術密集型產品出口的轉變。而FDI聯系地區資本，使東道國相關產業參與到跨國公司的垂直和水平分工，這樣也能增加高附加值產品出口的機會。
江小娟（2002）通過對外國直接投資企業與國內企業的高新技術產品出口份額的比較，提出FDI將促進中國出口商品結構的優化，增強出口商品的競爭力。
三、FDI在中國的現狀
中國的法律環境、政策環境、市場環境的優化，為中國吸引大量外資提供了前提。根據資料顯示，192個國家和地區的投資者在中國累計設立外商投資企業53萬多家，實際投入外資金額達6000億美元。全球最大的500家跨國公司中近450家已在華投資，而在這些當中30多家設立了地區總部。另外，外商投資設立的研發機構600多個。
來自商務部的統計數據，2006年1月～10月中國共登記技術引進合同8692項，合同總金額187.4億美元，同比增長37.1%；其中，技術費122.9億美元，占合同總金額的65.6%。2006年1月～10月中國專有技術許可合同引進金額59.7億美元，同比增長57.9%。
四、中國出口商品結構的現狀
自改革開放以來,中國的出口商品結構發生了很大的變化。工業制成品的比重已經超過了初級產品的比重。1980~2006年，中國出口商品結構中，初級產品的比重從1980年的50.3%下降到2006年的5.46%，工業制成品的比重則從1980年的49.7%上升到2006年的94.54%。
在工業制成品中資本技術密集型產品的比重超過勞動密集型產品的比重。這是中國出口商品結構迅速高度化的一個重要標志。中國勞動密集型產品的出口在工業制成品所占比重已從1980年的75.9%下降到2006年的45.1%，下降了30.8%。而資本技術密集型的產品所占比重已從1980年的21.8%上升到2006年的54.7%，上升了32.9%。
五、實證分析 與結論說明
1.方法說明
本文決定采用1980年～2006年期間的年度數據，采用協整技術對外國在中國的直接投資與初級產品、工業制成品、化學品及有關產品、輕紡產品、橡膠制品、礦業制品、機械及運輸設備之間的關系進行經驗分析。各變量的數據取自歷年的《中國統計年鑒》，分析工具是EViews5.0軟件。本文之所以選擇這些變量，是因為在實證分析中，將考慮短期影響和長期影響。這里的短期、長期不是針對一個純粹的時間，而是從對貿易結構的改善實際效果的角度來看的。短期的研究，主要關注的是對初級產品與工業制成品這兩個比較宏觀的數據，長期則關注工業制成品內的主要分類。
同時，本文選擇貿易競爭力指數（TC）的變化來反映出口商品結構的變化，這一方面由于FDI的影響作用可用競爭力的變化顯示，另一方面也因競爭力的變化是貿易結構變化的動因之一。
貿易競爭力指數的定義：
上式中Ei為產品i的出口總額，Mi為產品i的進口總額，TCi為產品i的貿易競爭力指數，它表明一個國家i類商品是凈出口國還是凈進口國，以及凈出口和凈進口的相對規模。如果TCi>0，則為出口專業化，表明該國是i類產品的凈出口國，該類產品具有較強的出口競爭力或比較優勢；如果TCi
計算1980年～2006年相關產品的貿易競爭力指數，如表1所示：
2.變量設定
用變量FDIt、TC1t、TC2t、TC3t、TC4t、TC5t分別表示每年的實際利用外資額、初級產品貿易競爭力指數、工業制成品貿易競爭力指數、化學品及有關產品貿易競爭力指數、輕紡產品、橡膠制品、礦業制品及其制品貿易競爭力指數、機械及運輸設備貿易競爭力指數，用 表示人民幣與美元之間的實際匯率，它由兩種貨幣的名義匯率和中美兩國的物價水平計算而來。為方便，并考慮到各時間序列數據經過對數處理后不會改變其性質和關系，且更容易得到平穩的時間序列，所以回歸模型中的變量均采用取對數后的變量，分別記為1nFDIt、1nTC1t、TC2t、TC3t、TC4t、TC5t、1nRt。
3.主要目的
檢驗各變量與FDI變量和匯率之間是否具有長期均衡關系。采用協整分析方法對變量進行檢驗，如果時間序列之間存在顯著的協整關系，說明它們存在共同的趨勢水平，這些時間序列的協同變化受長期均衡關系的約束。
4.時間序列平穩性檢驗
為了檢驗時間序列的平穩性，需要對各個變量的時間序列進行單位根檢驗。如果非平穩時間序列Yt的一階差分Yt是平穩的，則時間序列Yt是具有1個單位根的I(1)過程。采用ADF(Augmented Dickey-Fuller)統計量進行單位根檢驗，檢驗結果見表。
注：檢驗形式（C，T，P）分別表示單位根檢驗方程中的常數項、時間趨勢和滯后階數
結果表明所有變量原序列在5%的顯著性水平下都不能通過檢驗，因此原序列都不是平穩序列；而所有變量的一階差分序列在5%顯著性水平下都不拒絕變量有一個單位根的原假設，所以各個對數變量的時間序列中都只存在一個單位根，即這些序列都是一階單整序列，因而在此基礎上可以繼續檢驗這些變量之間的協整關系。
5.Johansen協整檢驗
為避免偽回歸，需對所建立的模型進行協整檢驗。若所考慮的時間序列具有相同的單整階數，且某種線性組合（該組合的系數稱為協整向量）使得組合時間序列的單整階數降低，則稱這些時間序列之間存在顯著的協整關系。通過協整關系的估計檢驗，也就度量了經濟系統中的長期穩定關系。特別的，對1階單整序列而言，其協整關系便是線性組合后的平穩序列。
本文運用Johansen技術進行協整檢驗。檢驗結果見以下各表（考慮到雜項制品的統計無法清晰地被應用于本文的分析，所以在這里暫不考慮）。
結果表明，初級產品貿易競爭力指數的函數、化學品等貿易競爭力指數的函數在5%的置信水平下，似然比統計量小于5%臨界值，不能拒絕不存在協整向量的零假設，不存在唯一的協整關系，其他三個函數則相反，在5%的置信水平拒絕了零假設，存在唯一協整關系。
存在唯一協整關系的各變量的協整方程系數如下：
LnFDI在前兩個方程中的協整系數為負，第三個方程中為正，說明與lnTC2和lnTC4具有相同的變動趨勢，與lnTC5有相反的變動趨勢。
6.實證結果
本文通過對初級產品競爭力指數和實際利用外商直接投資變量水平值（對數變量）時間序列協整檢驗，結果顯示初級產品的競爭力水平和外商直接投資之間不存在長期均衡關系。這一部分的出口商品結構，至少在本文的分析框架下，不認為是與FDI有關聯。
而制成品貿易競爭力指數與FDI具有相同的變化趨勢（協整系數為負），這說明隨著FDI的流入，中國的工業制成品國際競爭力是有所增強的，一般認為具有相對的優勢，那么在貿易中會優先發展這些部門。因此，FDI對貿易結構的短期影響是有利的，至少提供了向更優結構變化的可能。
本文對工業制成品競爭力的主要的兩個分類數據（化學品等產品在上文的檢驗中未通過，這里無法進一步考慮）進行了協整檢驗，結果可以發現，FDI與輕紡等產品的競爭力指數存在長期均衡關系且有相同的變化趨勢，但是機械等產品的競爭力指數與之有著相反的變化趨勢，雖然最后反映在工業制成品的競爭力上，FDI確實是與之同向，但是內部結構的影響是不確定的。中國的投資環境決定了外資的流向。勞動力的豐富仍然是中國主要的要素稟賦，與外資結合之后產生的效果就是輕紡等產品較強的競爭力。但是在工業制成品競爭的具有決定意義的機械等出口，FDI的影響其實是長期不利的。一般考慮的技術溢出效應和貿易替代效應、創造效應，很難比較客觀地說明FDI對機械等貿易競爭力的合成效應，這里從另一個角度認為FDI在中國涉及機械等中國一直沒有競爭優勢（這從長期為負的貿易競爭力指數可以看出）時，更多的是對中國出口優勢進行弱化，而其自身利用中國的要素實現利潤。
因此，這樣的內部結構影響對中國實際是不利的。低端的輕紡產品等出口，實際上只是對初級產品出口的變相替代，而體現生產力水平、繼而可以產生較高附加值、帶來長久貿易利益的是高端的機械等產品的出口，而實證分析結果表明這部分的出口與FDI的長期關系是不同向的。所以FDI對中國的對外貿易結構，短期來看，即從初級產品、制成品大類的貿易結構來看，是有改善的；但是對于長期的發展，即深入到制成品的內部結構來看，是不利于結構的改善與優化的。
六、政策建議
政府應提倡外商在中國進行研發，在根本上提高中國出口產品的技術水平。政策上，依靠設置免稅保護區或者有針對性地對外商提供的關鍵技術減稅。通過立法，完善知識產權的保護工作，營造安全的法律環境。
另一方面，政府需要聯合企業提高中國引資的技術接受能力，形成吸引外商投入更高水平的技術的條件。政府在建立一套合適的篩選指標之后，對于那些有可能成為合資、合作對象的國內企業給予資金和政策優惠，鼓勵其開展自主研發，從而在一個更高的層次與國外技術接軌。
作為國內企業，應該爭取和外資企業在技術層面取得更多的合作交流，而不是單純的購買與引進，需要實現自身能力的質變。企業可以與跨國公司之間實現有規范的人員交流培訓，也可以與跨國公司合作建立研發機構。
參考文獻：
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論文關鍵詞：汽車企業競爭力，評價指標，因子分析
所謂企業競爭力是指在競爭市場中一個企業能夠持續地較其競爭對手更有效地向市場和消費者提品和服務,并獲得盈利和自身發展的綜合素質。企業競爭力是一個相對的概念,是相對于競
1、企業競爭力的元
企業競爭力是由不同要素構成的，這些要素各有不同的功能。企業競爭力要素的不同排列與組合，形成企業競爭力的不同模式。企業
一般的，企業競爭力的構成要素可分
2、企業競爭力評價指
（1）指標選擇原則。選擇指標應該注意五個方面的原則：重點性原則；科學性原
（2）評價指標
結合之前對企業競爭力內涵和構成要素的理解，從企業環境、企業資源、企業能力三個方面對企業競爭力進行評價，企業競爭力
企業環境指標子體系是對汽車企業所處環境的刻畫，是對宏觀經濟
企業資源指標子體系包括企業有形資源指標群和無形資源指標群。有形資源主要包括人力資源、機器、廠房、設備等實物資源以及企業資金、資本等
企業能力指標子體系包括企業內部能力和外部能力指標群。內部能力指標群包括資源利用能力、盈利能力和成長能力。資源利用能力是企業利用其所占有的各種資源的效率，因此這些資源即包括機器、設備、資金等物資資源，也包括人力資源，還包括企業利用專利技術及品牌聲譽等資源的能力。資源利用能力可以用總資產周轉率、全員勞動生產率、流動比率、速動比率、資產負債率等指標來反映。盈利能力是企業直接獲得利潤的能力，可以用總資產報酬率、凈資產報酬率、主營利潤率等指標來反映。對于汽車企業來說，其成長能力既表現為資產、業務量的增長，更表現為企業創造新
企業資源和企業能力兩個指標子體系是以觀測的，可以通過統計指標以及微觀企業的財務狀況獲取數據，而企業環境難觀測評價指標，除產業環境有稍微數據
3、企業競爭力的評
企業競爭力的評價需要借助科學合理、切實可行的評價方法。目前評價企業競爭力的方法主要有：數據包絡分析法、綜合指數評價法、層次分析法、綜合指數評價法、模糊綜合評價法、灰色多層次評價法、多元統計評價法、因子分析法等。在以上介紹的方法中很多方法的應用都存在指標選取評價的主觀性較強等問題，故本文將介紹因子分析法，與其他方法相比與一般的綜合評價
因子分析法步
a)對原始數據進行標準化，計算標準化后的協方差矩陣
b)建立初始因子模型，并估計有關參數。因子個數選擇原則：累計
其中X為綜合評價指標體系中P個指標構成的列向量，F為K個因子
c)對公因子進行必要的解釋。若各公因子能夠充分解釋，則可以直接跳過第四步
d)對A0進行旋轉處理，得旋轉后的因子載荷
e)給出公共因子的
f)設用于綜合評價的第i
則綜合評價模型為：<
式中，score為綜合評價值，為第j個公因子，為第j因子
g)計算每一個單位的score值，即可進
h)計算樣本相對
4、實證分
----汽車企業競爭力的因子
（1）選擇數
對汽車企業競爭力的研究涉及到大量的數據分析，“對競爭力測評數據的取得方式，被調查者選擇最多的是政府部門提供，其次是上市公司報表和社會中介機構的調查資料，然后才是企業自報
本文選取目前在上海證券交易所和深圳證券交易所上市交易的汽車板塊的代表性A股作為研究樣本。選取的板塊上表現比較好的上市汽車公司，分別有江鈴、長安、安凱、夏利、上汽、福田、一轎等十七家家汽車
（2）對數據進行檢驗，判斷
將原始數據輸入到SPSS11.5進行因子分析計算程序，從檢驗結果來看，KMO的檢驗值為0.578，大于0.5，Bartlett球度檢驗給出的相伴概率為0.000
本文采取主成分分析的方法。矩陣作為提取因子變量的
TotalVariance Explained
表1：
Component
Initial Eigenvalues
Extraction Sums of Squared Loadings
Rotation Sums of Squared Loadings
Total
% of Variance
Cumulative %
Total
% of Variance
Cumulative %
Total
% of Variance
Cumulative %
1
5.278
35.190
35.190
5.278
35.190
35.190
4.926
32.840
32.840
2
3.411
22.741
57.931
3.411
22.741
57.931
3.124
20.825
53.664
3
2.482
16.548
74.479
2.482
16.548
74.479
3.078
20.519
74.184
4
1.318
8.786
83.264
1.318
8.786
83.264
1.362
9.081
83.264
5
.771
5.139
88.403
6
.589
3.923
92.327
7
.399
2.661
94.988
8
.241
1.606
96.594
9
.230
1.534
98.128
10
.116
.776
98.904
11
.095
.632
99.536
12
.028
.185
99.721
13
.021
.142
99.863
14
.019
.126
99.989
15
.002
.011
100.000
Extraction Method:Principal Component Analysis.
SPSS結果顯示變量共同度均較高，說明變量中的大部分信息均被因子所提取，說明因子分析過程有效。根據表數據，提取特征值大于1的因子，一共有四個，且這4個因子的特征值之和占特征值總和的83.264%，因此提取前4
根據載荷矩陣，我們分析四個主因子上面較高的載荷量的指標
從表3我們可以看出第一主因子主要由變量x1、x2、x3、x4、x12、x14、x15盈利性指標有關可以稱為盈利因子。其累積貢獻率為32.840%，說明它對于企業外在競爭力的作用最大，在提高企業競爭力時評價指標，應首先提高企業的盈利水平；第二主因
（3）計算因子得分，并計
利用公式計算因子
F=f1*35.190/83.264+f2*22.741/83.264+f3*16.548/83.264+f4*86/83.264
根據所求的因子得分及公式計算各企業
表4
盈利因子
營運成長因子
規模因子
安全營運因子
綜合得分
排名
江鈴汽車
2.32695
-0.55169
-0.18359
0.65509
0.859067
2
長安汽車
0.24837
0.6458
0.08832
0.89708
0.451769
5
一汽轎車
1.4147
0.46578
-0.48063
0.59514
0.669158
3
安凱客車
-0.76795
-0.99329
-0.40448
-0.17929
-0.68505
16
一汽夏利
-0.65443
0.48635
-0.37808
2.93634
0.328568
8
中國重汽
0.49946
0.52686
-0.27681
-1.58411
-0.04059
10
中通客車
-0.75324
-1.06978
-0.37963
0.01461
-0.65539
15
東風汽車
0.12941
-0.78271
0.58186
0.15254
0.027652
9
上海汽車
-0.089
0.02146
3.74014
-0.03556
0.885076
1
福田汽車
0.67079
1.84568
-0.30499
-1.31854
0.40036
4
曙光股份
0.00541
-0.60162
0.01927
-0.55653
-0.24938
11
江淮汽車
-0.47328
1.60902
-0.1241
-0.26515
0.134771
7
迪馬股份
0.42641
-2.01872
-0.51582
-0.72381
-0.6014
14
金杯汽車
-2.33581
0.42507
-0.35674
-0.47339
-0.99283
17
金龍汽車
-0.34803
-0.69393
-0.24046
-0.41527
-0.44901
13
廣汽長豐
-0.4539
-0.14363
-0.33985
0.41429
-0.21992
12
凱馬B
0.15414
0.82937
-0.44442
-0.11345
br> 任，也是現代大企業持續發展和成功的核心戰略。堅持誠信為本，將誠信擺在利潤的前面，先建立誠信再注重利潤，將企業真正做大做強評價指標，才能實現可持續成長。
業成員素質，加強企業科技人員的隊伍建設。加強產、學、研合作實現優勢互補。
技術的創新模式。企業產品的生產與創新應緊緊把握住安全、環保和節能的技術方向，積極開發和應用汽車安全玻璃、阻燃材料、安全氣囊、ABS等技術，提高環保性能的低排污性。
的市場占有率，提高中國自有知識產權的產品的市場占有率，保證市場結構逐步向高水平產品的有序競爭轉化。
：
屬于中等水平，從得分來看與實力較強的上海汽車存在一定的差距。安凱、金杯、長豐、中通綜合得分都是比較大負值，說明在競爭力很弱。
，其他汽車有待提高。在安全營運方面：天津夏利、長豐汽車表現不俗。表示其經營的安全穩定性較強，營運過程不會出現很大的問題。福田、中國重汽可能在營運方面有一定的風險性，應該引起重視。在營運成長能力方面福田汽車表現最好，長安汽車、中國重汽等在這方面也取得不錯的得分表明這些企業在營運成長方面存在一定的潛在能力和成長空間。
分比較分析
的貢獻率上可以看出這15個指標提取了83.264%的信息成分，可以充分的概括這個企業的競爭能力。雖然不能全部的概括企業的能力，但是企業完全可以從這些方面去制定戰略規劃，提高企業本身在同行業中的競爭力。
響指標
right>0.137146
6
5、評價結果分析
> 因子得分的綜合值并給出排名
得分：
算綜合值及相對值
子主要由變量x4、x5、x7、x8、x9可以稱為營運成長因子；第三主因子主要由變量x10、x11、x13決定，稱為規模因子；第四主因子主要由變量x3、變量x6，稱為安全營運因子。
，通常取絕對值大于0.5的載荷量為高載荷量。
個因子作為主因子。這樣既解釋了主要的信息又簡化了數據。根據表數據，初始載荷結構不夠清晰，不便于對因子進行解釋，因此對因子載荷矩陣進行旋轉。采用最大四次方值旋轉法進行因子旋轉。
r> 依據，提取特征值大于矩陣。輸出結果如下:
，小于顯著性水平0.05，因此拒絕Bartlett球度檢驗的零假設，認為適合于因子分析。
其是否適合因子分析
企業。同時選取了15個指標作為本文的研究指標變量，各指標變量直接或間接取自清華金融研究數據庫、09年的汽車工業年鑒以及各上市公司的年報。見附錄[4][5]
.”[3]為了保持數據的可信度以及可操作性，所以一般對汽車企業競爭力的研究數據主要依賴于上市公司的年報數據，同時輔以相關年鑒中的統計數據。
據
分析步驟：
析
值。
行綜合評價的排序。
的權重，本文以主因子貢獻率為權重。
/sub>
個公因子為：
表達式
矩陣A1并有如下的最終模型：
，進入第五步論文的格式。否則，必須通過旋轉而使每個因子的含義更加明確。
構成的不可觀測向量評價指標，但F是原變量的線形組合。
方差貢獻率≥85％。因子模型的一般表示方式為：
即相關系數矩陣R，計算特征值和特征向量。
驟：
方法相比，無需事先對評價指標進行篩選，從而可有效避免評價指標體系確定過程中的主觀影響；也可以實現對各評價指標的客觀賦權；同時，運用此法不僅可以對各樣品從總體上做出評判，還可以實現對各樣品每一方面特征的優劣比較；另外，由于一些常見的統計分析軟件中都有相關的因子分析功能模塊，使得此法應用中的大量運算過程均可以借助于計算機來完成。
價方法：
化的指標如產業集中度等對其進行度量，其余方面尤其是與其他組織的關系基本沒有客觀性的指標對其進行刻畫，度量上受觀因素影響大。
技術、開發新產品的能力。技術進步是企業的生命線，保持技術領先是技術密集型制造企業競爭力的有效保障。汽車企業的成長能力可用主營業務收入增長率、資產保值增值率、總資產增長率、先進設備裝備率、企業R&D投入以及研發人員比重指標來反映。外部能力指標群包括市場能力、社會能力。市場能力是反映企業在市場地位和狀況的指標組，可以用品牌的市場占有率、市凈率等指標來反映。社會能力反映企業對社會的貢獻能力、環保能力等。企業在提品的同時更要承擔一定的社會責任。社會能力可用社會貢獻率、社會滿意度以及相關環境指標來反映。
財力資源，可用總資產、固定資產凈值等指標來反映。無形資源則主要體現在企業的文化、掌握的專利技術、企業的品牌、生譽等方面。
社會環境、產業環境、與其他企業間的關系等方面的刻畫。
評價指標劃分為企業環境指標子體系，企業資源指標子體系和企業能力指標子體系[2]。
體系：
則；全面性原則；定性和定量相結合的原則；通用性和發展性原則。
標體系的建立
為資源、能力和環境，如圖：
競爭力貫穿于企業生產經營活動的全過程，企業競爭力的發揮不僅取決于有形資源的積累，而且也取決于無形資源的積累。
素構成
爭對手而言的。[1]目前學術界對企業競爭力的評價主要從兩個角度來考察企業競爭力的問題:一個是企業的外部市場結構,另一個是企業自身的能力。
參考文獻：
[1]吳翔，臧良運.中小企業競爭力評價指標體系與評價方法的選擇[J].企業管理，2005
[2]孟云.汽車企業競爭力評價及實證研究[D].2008
[3]金碚.企業競爭力測評理論與方法[J].中國工業經濟，2003(3):5-13
[4]auto-stats.org.cn中國汽車工業協會統計信息網
