工業分析與檢驗論文

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工業分析與檢驗論文范文第1篇

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。

工業分析與檢驗論文范文第2篇

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

[1]金雪軍、歐朝敏、李楊，2006，“全要素生產率、技術引進與R&D投入”，科學學研究，第5期。

[2]李小平，2007，“自主R&D、技術引進和生產率增長——對中國分行業大中型工業企業的實證研究”，數量經濟技術經濟研究，第7期。

[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。

[4]朱平芳、李磊，2006.“兩種技術引進方式的直接效應研究——上海市大中型工業企業的微觀實證”，經濟研究，第3期。

[5]Hu， Albert， G..Z.， Jefferson， G.H. and Qian Jinchang， 2005， “R&D and TechnologyTransfer: Firm-Level Evidence from Chinese Industry”，Review of Economics andStatistics， 87(4)， 780—786·

[6]Haddad， M. and A. Harrison， 1993， “Are There Spillovers from DirectForeign Investment? Evidence from Panel Data for Morocco”， Journal of Development Economics， 42(1) ，51～74..

[7]Jefferson， G.， and A. Hu， 2004， “Returns to Researchand Development in Chinese Industry: Evidence from State-owned Enterprises inBeijing”， ChinaEconomic Review，15(4)， 86—107.

工業分析與檢驗論文范文第3篇

論文關鍵詞：貿易結構，實際有效匯率，協整檢驗

 

一、引言

2010年福建省進出口貿易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿易是福建省經濟貿易的重要組成部分，其變動會對全省經貿產生較大影響。

自2005年7月21日中國人民銀行發表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿行業造成了巨大的沖擊，許多企業本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業雪上加霜，出口企業面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當,也許能夠成為我國貿易結構升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿易結構與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續升值究竟會對福建省的出口貿易結構產生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現實意義的角度來看，還是從長遠發展的需要出發，都是值得分析和研究的。

二、相關文獻綜述

匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經濟活動時最重要的綜

合性價格指標。在經濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿易的平衡與國內經濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經濟往來相互聯系起來，使得世界經濟貿易發展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。

開放經濟條件下，一國的貿易結構取決于經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的產出結構變動，在產出水平受制于貿易競爭力的狀況下，貿易競爭力成為推動貿易結構調整的根本力量，如果匯率變動對經濟體內部各種貿易產業或貿易產品的貿易競爭力產生了不同的影響，就會帶來貿易結構的變動。目前國內學者對人民幣匯率與進出口貿易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發現江蘇省出口貿易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業更多地依靠技術進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術含量低，高污染、高耗能的企業可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿增長方式從原來的粗放型轉向高質量和高效益的集約型，這會帶來出口結構的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿易收支；而中國貿易結構的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協整檢驗等計量分析方法，發現人民幣匯率與浙江出口貿易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿易結構的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經濟學分析方法,對中國內資企業出口與匯率的關系進行實證分析,得出的主要結論是:實際有效匯率與中國企業內資出口間沒有因果關系, 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內資出口的變動,說明人民幣匯率的變化對內資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協整分析的方法協整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿易的影響進行實證研究，結果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿不存在長期協整關系。

以往學者的研究結果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿易流量的關系，匯率變動對貿易結構的影響只是作為附帶結論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結構角度出發，采用協整分析等計量經濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿易結構的影響，進而得出一些有益的結論，具有較強的現實意義。

三、 實證分析

（一）模型的設立

根據一般經濟理論，影響一國進出口貿易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區和時間不同而有所差異。因此，本文在協整分析時考慮三個重要變量：貿易結構，匯率和FDI，為避免經濟數據時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數，建立模型：

lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt

其中，t為時間，Yt為出口貿易結構，FDIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率,β0為常數項，β1、β2為回歸系數，μt為隨機干擾項。

（二）數據來源及說明

1.本文采用的數據是年度數據，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業制成品和FDI均來自《福建統計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統計。

2.本文研究的是狹義的貿易結構，即出口貿易的商品結構論文服務。按照國際貿易標準分類和附加值的高低，出口商品的構成可以分為兩個大類，即初級產品和工業制成品。相比初級產品而言，工業制成品附加值高協整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿增長方式和國內產業結構多以工業制成品的出口為主。因此本文取我省工業制成品在總出口中的比重衡量貿易結構。

根據《聯合國國際貿易標準分類》劃分，貿易結構有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產品(SITC5)，輕紡產品、橡膠制品、礦冶產品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯合國貿易與發展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業制成品歸入勞動密集型產品，將SITC中第5類化學品及有關產品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術密集型產品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產品，第5，7類定義為資本與技術密集型產品。

3.按匯率是否經過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數來研究匯率變動對出口貿易結構的影響。

（三）平穩性檢驗

由于實際匯率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口貿易結構（lnY）為時間序列，為了對時間序列數據進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結果如下：

表1ADF檢驗結果

 

變量

檢驗模型類型

ADF統計量

ADF臨界值

是否平穩

C

t

p

AIC

SC

1%

5%

10%

lnY

原值

-2.62

-2.52

-4.44

-3.72

-2.99

-2.63

是

lnFDI

原值

1.87

1.97

-1.43 **

-3.72

-2.99

-2.63

否

一階差分

1.42

1.52

-5.5

-3.72

-2.99

-2.63

是

lnREER

原值

-1.99

-1.9

-3.97

-3.72

-2.99

工業分析與檢驗論文范文第4篇

關鍵詞：FDI 協整分析；Granger非因果檢驗

1.老撾對外貿易和外商投資現狀

1.1 對外貿易現狀

據老撾工貿部統計，2012年，老撾對外貿易總金額達42.63億美元，同比下降0.9%。其中，出口16.96億美元，下降16.3%；進口25.67億美元，增長7.8%。縱觀全年，老撾對外貿易主要呈現以下幾方面情況：

（一）進出口總額與上年基本持平。近年來，老撾對外貿易總體保持增長態勢，2012財年老撾對外貿易同比基本持平，略有下降。

（二）貿易逆差大幅度增加。2012財年，老撾對外貿易逆差8.71億美元，貿易逆差大幅增加，主要原因是國內消費、項目帶動的車輛、工業用商品及糧食等進口增加。

（三）主要出口商品。礦產品出口8.13億美元，電力出口2.54億美元，農產品出口1.77億美元，礦石出口1.69億美元，工業產品出口1.61億美元等。

（四）主要進口商品。各類車輛（包括飛機、摩托車）及零配件進口5.54億美元，燃油燃氣進口4.70億美元，建材進口3.91億美元，工業用品進口3.61億美元，電器進口1.92億美元，糧食進口1.41億美元，電子器材進口1.20億美元等。

1.2 外商投資現狀

2013年老撾加入世界貿易組織成功，為了2015年準備加入東盟經濟共同體 （ASEAN Economic Community）老撾改變了很多貿易和投資的規則，改善該國的基礎設施尤其是交通運輸的發展，因為老撾經濟不斷發展壯大和預計在2013年至2014年的增長速度是8%。1989年至2012年根據規劃和投資部提供的數據，外商直接投資（FDI）最大的國家是越南，有429項目，價值49，13億美元，第二是泰國有742項目，價值40，82億美元。

2.老撾的國際貿易與國際投資的實證檢驗

本文主要利用協整分析和Granger非因果檢驗方法來探討老撾國際貿易與國際投資的相互關系。所謂“協整關系”，指若兩個或兩個以上變量的值呈現非平穩，但他們的某種線性組合卻呈現的平穩性。同時，本文進一步用Granger非因果檢驗方法來檢測各相關變量之間在數據方面的波動性，從實證角度來論證老撾國際進出口沒貿易與投資之間的相互關系，從而得出論文國際貿易與國際投資的相互關系。在實證分析中，本文選取外商直接投資流量（y）、老撾年進口額（x1）、老撾年出口額（x2）以及凈進口額（x3）進行分析。

2.1數據來源

本文所用數據為2001——2010年的時間序列，來源于老撾工貿部和國家數據統計局，所設計模型的樣本容量為10個。

2.2實證分析

工業分析與檢驗論文范文第5篇

論文關鍵詞：鍋爐，水垢，成因，措施

 

一、概述案例

我市某輪胎廠一臺DZL4-1.25-AII的蒸汽鍋爐，內部檢驗時發現結水垢約3-5mm，水管局部過熱蠕變，發生泄露事故。由于清洗、維修工作，致使大批訂單延誤，經濟損失十余萬元；某工貿公司額定蒸發量為2t/h的蒸汽鍋爐，無水處理操作人員且自動軟水器損壞后，管理人員麻痹大意，維修不及時造成水冷壁管鼓包。鍋爐運行中形成水垢，單除垢和維修費用就2.5萬元；某個食品加工廠在用的LHC1-0.69-AII鍋爐，在未申請檢驗的情況下一直使用生水，造成了爆管事故，見下圖一。

腐蝕并堵滿水垢的水汽管（圖一）

二、水垢引起的危害及成因

綜上幾個案例，我們不難看出水垢是造成事故的直接原因。據有關資料表明，每年的事故統計中， 因水質不合格，水處理不當結生水垢引起的事故超過事故數的20%，在造成事故和耽誤生產的同時，浪費燃料上千萬噸。

我們知道鋼板的導熱系數為48w/m?℃鍋爐，而水垢的導熱系數比鋼板小數十倍到數百倍，這樣不僅出現爆管事故，而且浪費燃料，降低鍋爐熱效率，也大大危及到鍋爐的安全經濟運行，因此水垢可謂“百害之源”。就三年來我市檢驗情況統計可知，40%以上鍋爐使用單位用水水質難以滿足GB1576-2008的要求。殊不知，這些單位業主的盲目性和疏忽性卻導致了燃料的大量浪費。當水垢約1mm時，就多消耗5%的燃料;當水垢約4mm時，就多耗12%；7mm時增加到30%；按照我市300臺工業鍋爐計算，每年因水垢問題所浪費的燃煤約800多噸，按900元/噸計算，就浪費了72萬余元。

對于水垢的成因，有以下幾點分析：

首先，我市近年來降雨量減少，對于可溶性礦物鹽類隨著蒸發量增加而增加，地下水的硬度也隨之增大。長期使用超標的給水是結生水垢的根本原因，另外與鍋爐結構、設計、安裝等因素也有直接關系。水垢的形成是一個復雜的物理化學變化過程，水中含有較高含量的Ca2+、Mg2+、SiO2和其它重金屬離子，對鍋爐危害較大的陰離子主要是HCO3-和SO42-。HCO3-進入鍋爐后，吸收高溫煙氣傳導的熱量便會發生分解和水解反應：

2HCO3--->CO32- + CO2↑+H2OCO32- +H2O-->2OH-+ CO2↑

Ca2++CO32-=CaCO3↓ Mg2++SO42-= MgSO4↓ Mg2++2OH-= Mg (OH)2↓

當爐水不斷蒸發濃縮到一定程度，難溶物便會生成固體沉淀物附著在受熱較高的金屬內壁上，這些固體沉淀物便是水垢。然而如果是鍋內水處理時，水垢多又粘再加上司爐工排污不及時一些污泥、藻類及灰塵之混合物也很容易轉化為泥渣。

其次，現在約有80%以上的使用單位用的是鍋外自動鈉離子交換器。對于鈉離子交換器主要依靠交換樹脂進行軟化，它包括軟化過程和再生過程論文格式模板。如果鈉離子交換樹脂已經失效，那么為了恢復其再交換能力，就需要對此樹脂進行再生。部分業主認為自動交換器就可以完全產出合格的軟化水，不需配備水處理操作和化驗人員。樹脂失效后不能及時發現和再生，更有甚者連再生劑也不購買添加，任其運行。還有部分企業的水處理設備在運行正常中，交換器出水水質合格，但到達軟水池后，由于水池內壁處理不好造成反滲，密封性不好造成水質污染，所以進入鍋爐內的水質也不合格。例如一些水泥制品廠，外加劑廠，建筑材料廠等這些單位就存在這些問題。

最后，管理制度極不健全。管理人員責任心不強鍋爐，操作人員水平低、意識淡薄，設備損壞后不能及時報告修復。

二、預防措施

要保證鍋爐不結垢或薄垢運行，針對以上分析，對水垢的預防我們可采用以下對策：

一、學習有關的法規標準，強化責任意識。使用單位要切實認識到水處理工作的必要性。如果有水處理設備而不用或者利用不當，就等于沒有進行水處理。所以，這就需要各使用單位樹立起防患于未然的思想，

二、強化企業內部的管理，建立健全各項規章制度。按規定配備水處理操作人員和化驗人員并持證上崗，按照GB1576-2008水質標準執行，加強水質監測力度，并及時指導司爐人員的排污作業，及時除去泥渣。

三、定期對水處理設備進行維護保養，及時檢修。做好“三要一必須”；操作壓力要控制好，工業鹽要調配好，多路閥要定期檢查，軟化樹脂必須定時清洗。

加強鍋爐水處理工作，不僅節省了人力、物力、財力等成本費用，而且又對鍋爐的安全經濟運行起到了保障作用。因此，本文對水垢作簡要介紹，這幾個案例作為警示，以引起使用單位的重視。

參考文獻：

[1]張輝工業鍋爐水處理技術2004

[2]王立明鍋爐水質與運行安全2001(1)

[3]李兵淺談鍋爐的水處理2005(2)