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本文选取影响国家财政收入（y）的变量有：农业总产值（X1）、工业总产值（X2）、建筑业总产值（X3）、服务业总产值（X4）、全国人口总量（X5）、成灾面积（X6）。数据来源于《中国统计年鉴（1990-2009）》。
1．用相关分析方法探索数据特征。在相关性分析，成灾面积与其他的变量相关程度极弱，可以视为不相关，但须结合回归分析的结果才能得出是否能够排除成灾面积的这个因素。其它变量之间的相关系数都较大，均在0.01水平上显著相关，在下面的回归分析中，很可能出现多重共线的现象。
2．进行回归分析。对模型进行初步的回归分析，分析结果得出方程：Y=63368-0.460X1-0.314X2-0.515X3+0.423X4-0.542X5-0.007X6，模型回归结果为，R2=0.999，F=2959由于调整后的R2较大且接近于1，而且F=6210.98>F0.05(6,12)=3.00，故认为国家财政收入与上述解释变量间，总体线性关系显著。但由于X1，X3，X6均没有通过t检验，且X2代表工业总产值，工业总产值上升而国家财政收入下降，显然违背了经济原理。结合前文的相关分析结果分析， X1，X2，X3，X4，X5之间相关性较强，可认为解释变量间存在多重共线性。
3．找出最简单的回归形式。分别作Y与X1,X2,X3,X4,X5,X6之间的回归。结果如下： =-16179+2.206X1（R2=0.929，t=16），Y^=-4931+0.504X2（R2=0.983，t=33）， =-3776+3.405X3（R2=0.979，t=30）， =-3193+0.11X4（R2=0.990，t=42）， =-332486+2.818X5（R2=0.668，t=7），（括号值为相应自变量的t值）。由于X6不能通过t检验，且从相关系数来看与Y的相关度也较低，因此可以排除X6成灾面积这一个变量。另外，可以从t检验中看出，X4的t值最大，即服务业对国家财政收入影响最大，因此选择 =-3193+0.11X4作为初始的回归模型。
4．逐步回归。利用X4为初始变量，其他变量按在最简单回归中的拟合有度大小，逐步加入并进行讨论。第一步，在初始变量中引入X2，模型拟合优度R2为0.989，并没有提高且变量X2没有通过t检验，因此排除变量X2；第二步，在初始变量中引入X3，模型拟合优度R2为0.989，没有提高，且X3也没有通过t检验，故排除变量X3；第三步，在初始变量中引入X1，模型拟合优度R2为0.993，有所提高，两个变量都通过了t检验；第四步，在上一个模型的基础上，引入X5，模型拟合优度R2=0.995，有所下降X5没有通过t检验，故排除拥有X1、X4、X5三个自变量变量的模型；第五步，在初始变量中引入X5，模型拟合优度R2为0.996，是最优的拟合效果，X4、X5均通过t检验，且性很强。X5代表全国总人口，随着总人口的增加，贫富分化悬殊。人口对财政收入的增加产生了负效应，政府不得不支出资金去补贴底层收入的人民。最后的模型为：Y=62079+0.555X4-0.548X5。
5．与参考论文的结果对比。《一种基于逐步回归的国家财政收入模型》（以下简称《一》文），其拟合的模型为：Y=519.678-0.812X1+0.723X4，《一》文的模型表示，影响中国国家财政收入的主要因素为农业总产值和服务业总产值。相同因素X4（服务业总产值）的分析：中国在市场经济改革以来，服务业的发展一直是国家经济发展的重点。因此服务业的发展拉动这财政收入的增加。不同因素X1，X5（农业总产值与全国人口总量）的分析。可以看到，参考论文《一》的回归方程中，包括X1（农业总产值），而本文拟合的回归结果则包括X5（全国人口总量）的影响。产生结果差异的原因如下：论文《一》使用的数据是1989～2003年的数据，而本文所采用的数据为1990～2009年。由于农业收入占中国国家财政收入的不断减少，到2006年更取消了农业税，因此农业生产总值对中国国家财政收入影响减少。相反，本文的模型反映了随着人口的增加，财政收入正在不断地减少。原因主要有：中国人口红利逐渐退却，适龄劳动力减少，中国人口正步向老龄化。由于老龄化社会的问题，对老年人的补贴支出也不断增加。同时，计划生育的政策，中国的人口新生人口减少，可以预测，以后的老龄化问题将更加严重；贫富分化问题严重，国家财政同样需要对生活在底层人民进行更多补贴；全国普遍实行医疗保险，医保的实行同样会导致国家财政支出的增加，而人口更多，国家需要为医保支付更多。
参考文献
一、我国贸易结构的变动分析
我们运用贸易特化系数(TSC,Trade Specialization Coefficient)这一指标来衡量和分析中国对外贸易结构的变动趋势。本文中的对外贸易结构指的是对外贸易的商品结构,即各类进出口商品占全部贸易额的比例。贸易特化系数是一国某种/类贸易产品的净出口额与其进出口总额之比,其计算公式为:TSC=(XM)/(X+M),-11。
一般说来,当TSC指标值越接近一1时,表明贸易产品在国际市场上的比较优势越低,当TSC指标值越接近1时,则表明贸易产品在国际市场上的比较优势越高,当TSC指标值接近零时,贸易产品的竞争优势则比较均衡。如果一个地区的高级贸易部门的贸易特化系数呈上升趋势,而低级贸易部门的贸易特化系数呈下降趋势,那么可以认为该地区贸易结构呈优化趋势。
研究表明,我国贸易结构总体上呈现不断优化的趋势,全部进出口商品的TSC从1996年的0.04上升到2008年的0.12,累计增加了0.08,特别是工业制品贸易特化系数大幅上升, TSC从1996年的0.06上升到2008年的0.27,累计增加了0.21,显示出工业制品竞争优势出现了较大的改观,对整体贸易结构贡献较大。同时,工业品自身的贸易结构也显着改善,劳动密集型商品的贸易特化系数稳中有升,1996-2008年间TSC累计增加了0.13,保持了较高的竞争力。而随着我国科学技术水平的显着上升,资本技术密集型商品竞争力不断增强,1996-2008年间TSC累计增加了0.4,对我国贸易结构的改善贡献不断加大。
二、我国人民币实际有效汇率的变动分析
有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率,它的变动反映出一国商品在国际市场上价格竞争力的变化。一国的名义有效汇率是指,以一国对外贸易伙伴国与该国的贸易额在该国对外贸易总额中的比重为权数,将各贸易伙伴国的名义汇率进行加权平均而得到的汇率指数;实际有效汇率是指名义有效汇率扣除通货膨胀的影响后所得的汇率指数。实际有效汇率的上升表明汇率升值,汇率变动对一国产品的对外价格竞争力产生不利影响,反之则表示汇率贬值,汇率变动对一国产品的对外价格竞争力产生有利影响。本文所使用的人民币实际有效汇率数据来自国际清算银行(BIS)的月度有效汇率指数,并通过几何平均加权法计算年度指数。研究表明,我国人民币有效汇率呈上升态势,而且波动幅度较大,实际有效汇率指数和名义有效汇率指数走势基本相似,特别是自2005年汇率改革以来,人民币汇率升值趋势明显,升值幅度不断加大,2008年比2005年升值了22.56%,这在很大程度上反映了人民币汇率市场化倾向日益显着,汇率波动和走势更多地体现各种市场因素的综合作用。
三、汇率变动对我国贸易结构影响的实证分析
中图分类号：G642.0 文献标志码：A 文章编号：1674-9324（2015）28-0231-02
《数据处理与论文写作》是农科院校多个专业的必修课程。该课程对于指导、帮助本科生开展课程实验和毕业论文设计以及毕业后从事科学研究及生产实践具有重要作用。该课程包括数据处理和论文写作两部分，其中数据处理是该课程的重点。但对工科基础比较薄弱的农科院校学生而言，数据处理部分具有理论性强、内容抽象、对高等数学和概率论与数理统计等先修课程要求较高等特点[1]，使学生难以掌握该部分内容。课堂调查表明，学生在心理上对该部分内容容易产生一定的抵触情绪，学习兴趣较低，学习效果较差。因此，在学生认知不足、学习积极性不高的情况下，如何加强学生在数据处理学习中的主动性，提高教学效果，是《数据处理与论文写作》课程教师迫切需要解决的问题。
鉴于现在大学生的计算机操作能力普遍较强的特点，在《数据处理与论文写作》教学中引入计算机教学为该课程改革提供了契机。本课程选择当今世界上最著名的科技绘图和数据分析软件之一――Origin软件进行数据处理的计算机教学。
一、Origin软件的简介和特点
Origin软件是美国OriginLab公司开发的科技绘图和数据分析软件。自1991年问世以来，该软件一直在不断升级，目前已发展到Origin 9.1版[2]。
和当前流行的图形和可视化的数据分析软件Matlab、Mathmatica、SAS等相比，采用Origin软件进行数据分析和科学绘图，不需要任何计算机编程基础，也无需熟悉大量的函数和命令，只需单击工具条按钮或者选择菜单命令即可以完成大部分工作。此外，Origin可使用自身的脚本语言LabTalk控制软件，该语言可使用内置的基于C/C++的编译语言Origin C进行扩展。因此，Origin软件具有功能强大、操作简便等特点，既适合于一般的作图需求，也能够满足复杂的数据分析和图形处理。因此，Origin软件已经成为广泛流行和国际科技出版界公认的标准作图工具，是科学研究和工程工作者常用的软件之一[3]。
二、Origin软件的基本功能
Origin软件在科技绘图、统计描述和统计检验等方面功能丰富，这为《数据处理与论文写作》课程中的数据处理提供了便利条件。其功能可分类总结如下：（1）科技绘图：Origin软件可以提供几十种二维和三维的图形模板，包括直线图、描点图、向量图、柱状图、饼图、区域图、箱线图、极坐标图、气泡图、三角坐标图、彩色映射图以及各种3D图和统计用图等，用户可以使用这些模板制图，还可以自定义绘图模板；Origin还具备绘制更为复杂的多变量、多数据集的多层图的功能，可以产生双X轴、双Y轴图等；可以进行线性拟合、多项式拟合、S形曲线拟合等，还可以根据需要设定函数进行拟合；同时，Origin能够提供拟合参数等[3]。（2）统计描述：可以采用Origin进行常用的统计描述，如最大值、最小值、中位数、极差、和、数据点数、平均值、方差、标准偏差、平均值的标准误差、权重和、峰度、偏度及百分位数等。（3）统计检验：Origin软件中常见的统计检验函数有单样本t检验、独立双样本t检验、卡方检验、单因素方差分析、双因素方差分析、存活率分析等。
三、教学实例分析
《数据处理与论文写作》的数据处理部分包括很多理论内容，例如假设检验和方差分析及多重比较的基本原理等。这些内容的讲授通常涉及到大量的公式推导和计算，这使得教师难以在有限的课堂时间内高效地传递这些信息，还易引起学生的厌学情绪，使学生对知识的接受程度较低，教学效果不理想。例如，在讲解有重复的双因素方差分析时，需要计算矫正数、总平方和及其自由度、水平组合平方和及其自由度、两个因素的平方和及其自由度、交互作用平方和及其自由度、误差平方和及其自由度、相应均方等统计量，计算任务繁重，学生尤其难以接受手工计算，故在教学过程中将Origin软件引入教学。具体实现过程如下例题所示。
例题：为提高果汁饮料的口感，研究果汁的pH值（A）和蔗糖添加量（B）两个因素不同水平组合对果汁感官评分的影响。果汁的pH值为3.5、4.0、4.5，蔗糖添加量为10%、15%、20%。每个水平组合重复3次，进行完全随机化试验。试验指标为感官评分越高越好。试验结果如表1所示。试分析各pH值和蔗糖添加量水平下果汁的感官评分是否存在显著差异？
该题目的完成需要先分析pH值和蔗糖添加量对果汁的感官评分是否有显著影响，在此基础上进行多重比较。采用Origin软件分析，步骤如下：（1）按照下列方式将数据录入到origin软件的工作表中，或者选择File/Import将其他数据文件直接调入工作表中；（2）在Statistics选项中选择ANOVA/Two-way ANOVA；（3）在所弹出的对话框中的数据录入区域录入对应数据，选择结果输出的内容：统计描述（Descriptive Statistics）和多重比较（Means Comparison），并明确多重比较结果输出时所采用的显著性水平和多重比较的方法（如Tukey、Fisher检验等），点击OK确认输出结果；（4）根据结果（如表2所示）做出判断。
从表2的结果可以看出，Origin软件所输出的结果直观，无需进行复杂的计算和查找F值表等即可做出判断。
在实际教学过程中，可以先进行数据分析的软件演示，让学生对采用Origin软件开展方差分析建立感性认识，减少学生的畏难心理，为进行方差分析的理论教学做好铺垫；同时，在后期的上机操作训练中，学生的学习积极性得到调动，教学效果得到充分提升。
Origin软件灵活、多变、强大的科技绘图功能能够极大地激发学生的学习兴趣，提高学生的绘图水平，对进一步顺利完成毕业论文乃至未来的科研任务也起到了至关重要的作用。采用Origin进行多个统计量计算时，单击工具条按钮可一步完成所有统计量的计算，通过简单的课堂练习即可掌握；而在统计检验中，学生在软件操作过程中营造了互动的课堂氛围，提高了他们的课堂参与度。Origin软件在《数据处理与论文写作》中的应用很好地诠释了现代信息技术与教育事业的强强联合，使得该课程数据处理部分的教学变得更加容易、简便，摆脱了传统的利用计算器进行计算的方式，简化了计算程序，优化了该课程的教学效果。值得注意的是，尽管Origin软件能够帮助学生实现复杂的计算，但在教学中也应引导学生认识到Origin软件只是工具，必要的理论知识学习才是用好该工具的前提。此外，由于课堂中的学习时间有限，而软件的使用需要在实际应用中反复探索、实践与总结，因此应引导学生加强课后的练习和使用，使之完全掌握该软件，以适应新的经济形式下社会对理论与实践能力兼备型人才的需求。
参考文献：
中图分类号：F832.48
文献标识码：A
文章编号：1004-8308（2012）05-0109-08
创新是一个昂贵的过程，需要付出足够的资源来启动、指引和维持，因此，被普遍认为是创新经济分析先驱的约瑟夫·熊彼特，把资源配置，尤其是金融资源配置的研究作为他创新研究的中心也就不奇怪了，熊彼特认为，创新通过信誉的建立来获得资助，信誉能通过多种途径建立，并重点强调了商业银行的作用，即产生新的购买力并使企业家可利用，继熊彼特之后，著名经济学家希克斯在其著作ATheory of Economic History（《经济史理论》）中也指出，英国的工业革命实际上得益于18世纪早期在英国发生的金融革命，因为一些主要科技发明在工业革命发生前就已存在，而工业革命中对这些科技发明的大规模使用得到了大量而长期的固定资产投资支持，如果金融市场不能提供充足并且低成本的流动性支持，则科技发明的大规模推广和使用将受到极大限制，随着20世纪70年代信息经济学兴起，当代经济学家已把“信息不对称”引入企业金融和投资行为间交互作用的研究中，指出企业和金融家之间的信息不对称使得企业的外部金融比内部金融更加昂贵，一些研究认为，各产业的投资行为（金融要求）是由科技水平决定的，更多依靠外部金融的产业在拥有更发达金融市场的国家中应该成长更快。
现代科技创新早已超越工业革命时代依靠实践经验总结而来的技术革新和发明，而主要依靠基于科学研究和试验基础上的新发现和新突破来进行，通常认为，完整意义上的科技创新包括了基础研究、应用研究和商业化等3个阶段，其中商业化是最为关键的阶段，美国经济学家罗斯托指出，“18世纪的法国科学水平被判为至少相当于，而且很可能超过英国，在发明的质量（不是数量）上，法国也相当于或超过英国”，但工业革命却发生在英国，英国相对于法国的优势在于将科技发明成功实现商业化，只有将科技发明引进生产体系当中，科技发明才能转化为科技创新，因此对科技创新的金融支持就不仅仅包括前期的研发投入，更重要的是对创新成果商业化阶段（创新产品批量生产和销售阶段）提供资金支持，以Lerner为代表的现代学者则认为，由于科技创新具有高度不确定性和相对的市场配置失灵，政府不仅要对科技创新提供大量的财政投人，还应积极出资成立风险投资机构或基金直接进行股权或类似股权的投资，激励科技创新活动，由此可见，科技创新的融资体系实际上包括了政府财政投入和资本市场筹资两大部分，对于科技创新融资支持的实证研究，目前国内公开所能见的几乎没有，只有少数相关的研究，例如，沈能在其博士论文中安排了一章“金融安排促进技术创新功能实现的实证检验”，其模型的变量为“金融发展、技术创新、资本形成”；邓平博士论文也写入了“中国金融支持科技创新的VAR分析”一章，其模型的变量为“金融发展规模指标、金融发展结构指标、金融发展效率指标、科技创新指标”，显然二人是从金融的制度安排角度来检验其对科技创新的作用，我们认为，在当今科技创新的时代，且不论金融制度安排根植于一国历史文化传统而有较强的路径依赖性，无论一国金融制度如何设计，如果其能有效解决科技创新的关键难题——融资问题，则是适宜的，舍其而难以有更好的衡量标准，此外，张强和赵建晔对我国资本市场对科技创新的支持作用进行了实证研究，但其论文也仅仅考虑了资本市场的支持作用，并未探讨财政投入对科技创新的支持作用，有鉴于此，我们拟就各种融资渠道对科技创新的支持作用及其动态影响关系进行计量实证分析，以便从整体上把握我国科技创新融资支持的重要作用。
1 变量选取与数据说明
1.1对科技创新指标的选取
我们对科技创新的衡量是从科技创新产出角度来考察的，因为从产出角度来衡量可以更加客观地评价科技创新活动成效，由于科技创新成果衡量指标众多，直接选用则会在建立多元回归模型时让问题分析变得复杂，且变量之间还可能存在严重多重共线性问题，为此，我们采用“主成分分析法”，在低维空间将信息分解为互不相关的部分以获得更有意义的解释，文章数据全部来自历年的《中国科技统计年鉴》，基于数据可得性及尽可能获得更多观察数据方面考虑，并尽量剔除政府部门人为因素的影响，在《中国科技统计年鉴》的“科技成果”统计分项中，我们分别选取了“国内专利申请受理数”（简称专利申请，下同）、“国外主要检索工具收录我国论文总数”（简称科技论文，下同）、“全国各地区技术市场成交合同数”（简称成交合同）、“全国各地区技术市场成交合同金额”（简称成交金额）和“高技术产品出口额”（简称出口）等5项统计指标，分别记为PATENT、PAPER、CONTRACT1、CONTRACT2、EXPORT，数据的时间跨度为1987-2009年，计量调整后的有效数据为1988-2008年共21年统计数据，由于对变量取自然对数不会改变变量本身的协整关系，且能使变量趋势线性化，消除时间序列中可能存在的异方差，因此，我们对以上5个指标分别取自然对数，记为LNPATENT、LNPAPER、LNCONTRACT1、LNCONTRACT2、LNEXPORT，EVIEWS软件（本文所有计量均采用EVIEWS6.0分析）“主成分分析”的分析结果见表1。
从表1可以看出，第1和第2主成分的累积贡献度（cumulative proportion）达到了99%以上，且第3主成分的特征值（value）明显小于1，因此可以认为第l和第2主成分已能较好地反映5个一致指标的总体变动情况，从现实情况来看，专利和论文确实能很大程度上代表一个国家总体的科学研究和技术应用的水平，因此我们最终确定用PATENT和PAPER两个指标来衡量我国科技创新的总体水平。
1.2对创新融资指标的选取
科技创新的融资体系包括政府部门的财政投入及资本市场筹资两大部分，政府的财政投入不仅包括直接的财政科技拨款，还包括间接的财政投入，如各种对科技创新的税收减免及科技奖励等政策措施，资本市场筹资按筹资方式可分为间接融资和直接融资，即金融机构的各种贷款以及债券市场上的债券融资、股票市场上的股票融资和风险投资市场上的风险资本等，由于目前的统计年鉴只能给出政府的财政科技拨款一项，无法统计出财政对科技创新的种种间接财政支持，同时统计资料也无法细分出企业的科技贷款以及证券市场上的科技专项融资，因此我们选用政府的财政科技拨款、金融机构的中长期信贷和企业证券市场筹资来作为科技创新的融资考察指标，之所以选用中长期信贷指标，是因为我们认为科技创新是一个长期投入的过程（包括设备的更新和升级），中长期信贷更能稳定支持创新主体持续进行创新，需要说明的是，由于各统计指标时间跨度较大（1987-2009年），而这期间我国价格波动很大，依据科技创新的特点，我们对金融统计指标进行了价格调整，以便更客观地反映资金投入的变化，具体而言，我们借鉴王玲和Szirma的研究，将综合价格调整指数设定为0.5×P+0.5×W，其中P是固定资产投资价格指数，W为消费者价格指数（CPI），并以1986年的价格指数为基准进行调整，我们从《中国金融年鉴》中选取金融机构的“中长期信贷”以及“企业证券市场筹资额”统计项，从《中国科技统计年鉴》中选取“国家财政科技拨款”统计项，分别记为LOAN、BOND和FINANCE，各变量取相应对数后记为LN-LOAN、LNBOND和LNFINANCE。
2 计量模型构建
2.1变量的单位根检验
我们建立一个多变量的VAR模型，采用ADF（augmented dickey-fuller）方法进行检验。从表2可以看出，以5%的显著性水平为衡量标准，各变量均为非平稳序列，而各变量的一阶差分均为平稳序列。
2.2协整关系检验
由于LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNBOND和LNFINANCE各变量是非平稳序列，且是同阶单整，因此可以进行协整关系检验，从表3可以看出，特征根迹（trace）检验和最大特征值（maximum eigen-value）检验均说明各变量存在3个协整方程，因此各变量通过了协整关系检验，说明这5个变量之间存在长期的均衡关系，各变量能被其他变量的线性组合所解释，可以建立VAR模型进行分析。
2.3VAR模型的构建
建立VAR模型时需要确定滞后阶数，从表4可以看出，以LNPATENT、LNPAPER、LNLOAN、LNFI-NANCE、LNBOND为内生变量，常用的5个检验标准（LR、FPE、AIC、SC、HQ）一致说明滞后阶数为2。
3 模型分析检验
3.1脉冲响应函数分析
由于VAR模型是一种非理论性的模型，无需对变量作任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往并不分析变量之间的系数关系如何，而是分析系统的动态特征，即每个内生变量的变动或冲击对它自己及所有其他内生变量产生的影响作用，这种影响作用可通过脉冲响应函数分析来实现，只有通过稳定性检验的VAR模型才可进行脉冲响应函数分析。
VAR模型稳定性检验从图1中可以看出，我们所建立的VAR（2）模型全部特征方程根的倒数值都在单位圆内，说明模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析。
对脉冲响应分析，为避免模型中输入变量顺序不同而对脉冲输出结果产生影响，我们采用广义脉冲方法，脉冲响应情况如图2、图3所示。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示各响应变量应对冲击的变化幅度（各变量均为对数，代表了弹性的变化），实线表示脉冲响应函数，代表响应变量对相应冲击的反应。
从图2可以看出，当在本期给中长期信贷一个正冲击后，专利申请前2期正向反应平稳，在第3期迅速上升到最大；此后开始滑落，并又从第6期开始持续上升，这表明中长期信贷将所受外部正冲击经信贷市场传递给专利申请，且这一冲击随着时间的推移具有稳定的和越来越强的促进作用，专利申请对财政科技拨款的正冲击响应迅速，当期就大幅度上升，并在第3期达到最大量；此后虽大幅度下滑但却在第5期后基本保持稳定，这表明财政科技拨款将所受外部某一正冲击经政府财政预算直接而迅速传递给专利申请，且冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应，当在本期给企业证券筹资一个正的冲击，经证券市场对专利申请产生正向影响，专利申请响应在第2期后基本呈现逐渐下降趋势，并在第9期对冲击的正向影响接近零，从图3可以看出，中长期信贷的正冲击对科技论文的前2期影响很弱；科技论文的正响应从第3期开始迅速上升，第5期后开始下降，但第6期后又开始持续上升，财政科技拨款的正冲击对科技论文的前2期影响也较小，从第3期开始，科技论文正向响应明显，并在第3～5期间保持稳定；从第5期开始下滑，此后基本保持平稳增长，证券筹资的正冲击对科技论文的影响很弱，除当期有一点促进作用外，此后基本影响很弱，甚至在第6期后有负面影响，综合以上脉冲响应函数图可以看出，各变量冲击对专利申请的影响基本上在第3年比较明显，而对科技论文的明显影响则保持在第3～5年左右，整体而言，中长期信贷对科技创新的促进作用比较显著，期间虽有波动，但长期支持作用递增；政府的财政科技拨款对科技创新的促进作用比较直接迅速，长期支持作用递减；企业证券市场筹资对科技创新的支持作用较弱，除前面几期有些促进作用外，后面几期几乎不起作用，甚至还可能带来负面影响。
3.2VAR模型预测误差的方差分解
脉冲响应函数描述的是随着时间的推移，模型中的各内生变量对冲击是如何反应的（如响应符号和响应强度等），但不能比较不同冲击对某一特定变量的影响强度，而方差分解则是将系统的均方误差分解成各个变量冲击所做的贡献，通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，来进一步评价不同结构冲击对一特定变量产生影响的重要性，因此，方差分解可以给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息，利用方差分解，我们可以看出在科技创新的支持作用中，随着时间的推移，各个金融变量的贡献率如何，表5和表6分别为专利申请和科技论文的方差分解情况，
从表5可以看出，不考虑专利申请自身的贡献率，中长期信贷冲击对专利申请的贡献率随时间稳步增长，在第10期达到最大，接近12%；财政科技拨款冲击对专利申请的贡献率从第2期后就平稳增长，并在第7期后贡献率稳定在6%以上；企业证券筹资冲击对专利申请的贡献率很小，基本在1%左右；从表6中可以看出，同样不考虑科技论文自身的贡献率，中长期信贷冲击对科技论文的贡献率在第3期急剧上升，此后虽小幅波动但上升趋势明显，并在第10期的贡献率超过36%；财政科技拨款冲击对科技论文的贡献率在第3期达到最大值，此后小幅波动和缓慢下降；企业证券筹资冲击对科技论文的贡献率很小，也基本在1%左右。
综合以上方差分解分析可以看出，中长期信贷在促进科技创新的作用过程中贡献率持续上升，且贡献度最大；财政科技拨款对促进科技创新的即期效应明显，且贡献率基本保持稳定；企业证券筹资冲击对科技创新的贡献度微弱，几乎没有什么贡献。
4 结论与建议
受限于统计数据的可得性及理论分析的需要，我们只考察了3种融资途径对科技创新的支持作用，计量模型分析结果显示，金融机构的中长期贷款和政府的财政科技拨款对中国科技创新的支持作用巨大，而证券市场的支持作用则十分微弱，这个分析结果与Tadesse的观点基本一致，Tadesse认为，在金融部门不发达时，银行导向型金融体系在促进技术进步方面所起的作用比较大；而在金融部门发达时，市场导向型金融体系则能起到更大的作用，总结模型的检验结果，我们的主要结论有以下几点。
（1）科技创新需要长期持续的资金投入支持，计量模型检验表明，科技创新能力与资金投入规模存在长期稳定的正相关关系，我国近年来科技创新能力大幅提升与政府财政的大力支持和资本市场的大规模融资紧密相关，同时，模型分析也表明，从增加资金投入到创新能力提升是有时间滞后期的，具体而言，融资规模冲击对专利申请的显著影响要到第3年，而对科技论文的显著影响则在第3～5年，换句话说，增加资金投入并不能对提升科技创新能力产生立竿见影的效果，这期间约有3～5年时间的滞后期，由此可见，提升科技创新水平需要国家制订有科技发展的长远规划，更需要构建稳定长期的创新融资渠道来保障。
1. 引言
企业的科技活动除了依靠企业自身的研究与试验发展（R&D）实现技术进步外，还可以通过技术改造与购买其他企业的先进技术和经验，达到提高自身技术水平和生产率，促进企业产出增长的目的。因此，从实证角度来研究R&D投资、技术改造、技术购买与企业产出的关系，对于了解我国工业企业科技活动推动企业产出增长的机制具有重要的启示意义。
国内外学者就R&D投资、技术购买与企业产出关系已作了较多的研究。Hall和Mairesse(1995)和Keller(2002)等，他们的研究结果均表明R&D投入产出或生产率具有显著的促进作用。Jefferson andHu (2004)利用总量生产函数从企业层面对北京市国有工业企业进行了R&D收益率的估计，发现在1991到1997年间，R&D投入显著促进产出增长，R&D收益率在1.21—1.07之间。Jeffersonet al. (2006)从R&D决策过程、知识生产过程和创新过程对公司绩效的影响三个方面考察了我国大中型制造业企业全部创新过程对经济业绩的影响，认为创新对中国制造业增长作用显著，R&D收益率至少是固定资产收益率的3—4倍。吴延兵（2008）根据1996—2003年中国地区工业面板数据，研究了自主研发、国外技术引进和国内技术引进对生产率的影响，发现自主研发和国外技术引进对生产率有显著促进作用，但国内技术引进对生产率并没有显著影响。
Hu等(2005)运用中国1995—1999年每年约10000个大中型制造企业数据，研究表明R&D对产出的影响作用显著。把所有企业划分为高科技企业和非高科技企业两个样本后，高科技企业的R&D产出弹性为0.064，非高科技企业中R&D对生产率并没有显著影响。金雪军、欧朝敏等（2006）通过对改革开放以来我国的时间序列数据，分析了技术引进和R&D投入对生产率的影响，结果发现，技术引进和R&D投入虽增加了我国技术知识存量，但并没有有效地促进全要素生产率的提高。李小平（2007）运用分行业大中型工业企业从1996到2003年的面板数据，就自主R&D、国外技术引进和国内技术购买的产出回报率和生产率回报率进行了分析，他发现R&D投资的增加不但不能带来产出的增长，反而会导致产出的减少，并且高R&D投资行业所导致的产出减少的最多，同时，国外技术引进和国内技术购买对产出的影响都不显著，而且R&D投资、国外技术引进和国内技术购买对生产率的提高也不显著。
根据以上的研究文献可以看出，各学者研究的层面并不相同，有的是地区的国有工业企业、有的是我国制造业企业、有的是仅是大中型工业企业，有的则是高科技工业企业等等，不同层面的研究及不同的分类标准对研究结论具有重要的影响。而在已有的研究中，我们尚未发现从注册类型层面来研究所有工业企业的R&D投资、技术购买及技术改造与企业产出之间的关系。因此，本研究从工业企业注册类型层面，运用经验分析方法研究中国企业技术投入与产出变动之间的关系，考虑到我国工业企业技术来源渠道的不同，分别考察直接R&D投资、技术改造和技术购买对企业产出的影响作用。
2. 计量模型与数据
2.1. 计量模型
研究各类科技活动与产出之间的关系一般利用生产函数的方法。现假定工业企业的各项科技活动将直接影响企业的技术水平，并通过技术水平而作用于企业产出。于是企业产出增长由资本、劳动和技术推动，我们根据CD生产函数：
(1)
其中，为企业产出；和分别为企业投入的资本与劳动现代企业管理论文，A为技术水平，它是企业科技活动T的函数；、分别为资本和劳动的产出弹性。
考虑到人类知识的自动积累，技术水平存在自然增长，我们假设，q为一常数，是非体现型的“外生的”技术进步，由此可见，技术水平A不仅随着时间t的变化而变化，而且还受到科技活动的影响。当不考虑“外生”技术进步，即为零时，技术水平完全由科技活动。将代入式（1），对式（1）取对数，并引入企业类型i和时间t，以及随机扰动项后，得到如下的基本计量模型：
(2)
在分析的过程中，结合所收集的数据，科技活动主要包括R&D投资、技术改造与技术获取。技术获取主要有两种途径：一是国外技术购买和国内技术购买两种方式。然而，当技术引进企业与被引进企业的技术水平相差较大时，技术相对落后的企业在模仿和引进其他先进企业技术，需要花费一定的成本用于人员培训、相关工艺的开发、以及必备配套设施的购买等，形成了消化吸收的费用支出。因此，本研究中的科技活动T包括了R&D投资、技术改造、国外技术购买、国内技术购买，以及用于消化吸收所支付的经费。
2.2. 数据
由于本文把研究层面定在不同注册类型的工业企业，目前我国工业企业的注册类型有国有企业、集体企业、股份合作企业、联营企业、有限责任公司、股份有限公司、私营企业、其他内资企业、港澳台投资企业和外商投资企业共10类；而国家统计局关于我国不同注册类型工业企业的统计数据是从2000年开始的，因此，我们所能收集到的数据是从2000年到2007年八年十个不同注册类型的面板数据。
原始数据全部来源于《工业企业科技活动统计资料》（2006、2007、2008）和《中国统计年鉴》（2008）。产出用工业增加值表示，用工业增加值指数缩减为2000年的不变价。资本用生产经营用机器设备表示，为了便于处理，用固定资产投资价格指数对生产经营用机器设备原价平减为2000年的不变价。标准的劳动投入应该利用劳动时间投入，由于缺乏资料，劳动投入用从业人员平均人数减去R&D人员折合全时当量后的数值反映小论文。R&D投资用R&D经费内部经费支出表示，消化吸收投入用消化吸收经费支出表示，这两个经费支出包括了相关设备购买和相关人员的工资支出，所以R&D经费内部经费支出额和消化吸收经费支出额用加权价格指数折算为2000年的不变价格，加权价格指数我们借鉴朱平芳与徐伟民（2003）的方法，以当期消费价格指数和固定资产投资价格指数加权平均表示，权重分别为0.55和0.45。企业的技术改造、国外技术购买、国内技术购买分别用技术改造经费支出、技术引进经费支出和购买国内技术经费支出表示，同时都用固定资产投资价格指数平减为2000年的不变价格。由于其他内资企业在某些年度缺少技术改造经费支出、国外技术购买经费支出、国外技术购买经费支出和消化吸收经费支出数据，于是得到一个关于十个类型企业的从2000年到2007年的不平行面板数据。
3. 估计结果分析
由于本文数据量较小，而且，若某一类型企业在某一年度缺失数据，那么数据量就会更少，出于自由度的考虑，本文采用静态面板数据中的随机效应估计方法和混合OSL估计方法对模型进行估计，再利用Breusch and Pagan拉格朗日乘数检验来选择是采用混合OSL模型还是采用随机效应模型。在不加入时间趋势和加入时间趋势两种情况下，分别用混合OSL方法和随机效应方法，进行估计基本模型（2）。估计结果见表1。
表1 模型估计结果
模型
(m1)
(m2)
(m3)
(m4)
(m5)
(m6)
(m7)
(m8)
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
资本
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)
劳动
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投资
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)
技术改造
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)
国内技术购买
-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)
国外技术购买
-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×国外技术购买
-0.0101
-0.0092
-0.0133
-0.0133
(0.0186)
(0.0180)
(0.0095)
(0.0095)
时间趋势
0.1271***
0.1286***
0.1277***
0.1277***
(0.0240)
(0.0132)
(0.0232)
(0.0232)
常数
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)
观测数
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]
随机效应检验(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表示模型的估计方法分别混合普通最小乘估计和随机效应估计；圆括号中给出系数估计值的群组稳健标准误（cluster-robust standard errors）；F值、卡方值分别是PLS模型和RE模型的模型显著性检验F统计量与卡方统计量，方括号是其对应的P值；随机效应检验为Breusch and Pagan随机效应拉格朗日乘数检验，方括号中为相应检验卡方值的P值；*，**，***分别表示在10%，5%和1%的水平下显著。
在估计模型过程中发现存在群组异方差和组内自相关，因此给出群组稳健标准误用于回归系数推断。在混合OLS估计模型中，模型显著性检验的F统计量所对应的伴随概率都小于0.001，在随机效应模型的显著性检验卡方统计量对应的P值也小于0.001，因此所有估计结果在5%的显著性水平下都是显著的。由于不管是引入还是未引入时间虚拟变量，BP拉格朗日乘数检验结果均支持选用随机效应模型，因而，下面将根据随机效应模型进行分析。
在无时间趋势，即不考虑技术水平自然增长情况下的模型(m2)和模型(m4)中，资本产出弹性分别为0.3998和0.4342，劳动产出弹性分别为0.2335和0.2313，均在5%水平下显著。根据模型(m2)和模型(m4)，对资本与劳动的规模报酬不变进行稳健的沃尔德检验，检验结果分别为chi2(1)= 11.58，相应伴随概率为0.0007，chi2(1) =11.37，相应伴随概率为0.0007，在5%水平下，规模报酬不变的假设均被拒绝，再根据双侧假设检验与单侧假设检验之间的关系，我们可以直接拒绝规模报酬非递减的假设，说明当前我国工业企业的规模报酬处于递减阶段。R&D投资的系数为0.36左右，也在5%水平下显著，说明R&D投资有利于促进企业产出增长。技术改造系数为正但不显著，表明工业企业的技术改造对提高企业产出的作用不显著。国内技术购买的系数为负，说明国内技术购买对企业产出具有不利影响，但这种影响在总体上不显著。在模型(m2)中，国外技术购买的系数为负，且在5%水平下显著，说明购买国外技术对产出增长具有显著的抑制作用，在模型(m4)中国外技术购买及其与消化吸收交互项的系数都是负号现代企业管理论文，而且系数的联合显著性检验表明在5%的水平显著[①]，因此认为国外技术购买能显著的抑制产出增长。在不考虑国外技术购买与消化吸收的交互作用时，根据模型(m2)中消化吸收系数及其显著性，可以看出增加消化吸收费用支出能显著地促进企业产出增长。根据模型(m4)中消化吸收系数及国外技术购买与消化吸收的交互项系数进行的联合检验[②]结果表明消化吸收对产出的影响作用是显著的，但至于是正面还是负面作用，由购买国外技术的支出是否达到临界值决定。根据模型(m4)的估计结果，可以求得国外技术购买的临界值为33.38[③]，当国外技术购买小于此临界值时消化吸收的系数符号为正，大于此临界值时系数符号为负，由于在样本数据中，国外技术购买的平均值为11.42，最大值为14.24，因此在考虑国外技术购买与消化吸收的交互时，消化吸收的支出对企业产出具有促进作用。购买国外技术与消化吸收的交互项系数为负，说明专门用于消化吸收国外先进技术的投入不但不能有效提高企业产出，反而存在一定的负面作用，尽管这种负面作用在统计上不显著。
在加入时间趋势，即考虑技术水平自然增长的情况下（见表1中的模型(m6)与模型(m8)），结论基本与无时间趋势一致。在此不再赘述。
经以上分析发现，不管是否考虑技术水平具有自然增长的特性，R&D投资与消化吸收如同资本（生产经营设备）投入一样对产出具有显著的促进作用。为比较同是经费投入的资本投入、R&D投资和消化吸收投入的产出弹性是否存在差异，在两两之间进行稳健沃尔德检验（Robust-Wald test），检验结果见表2。
表2 资本、R&D投资与消化吸收间产出弹性的显著性检验
模型
变量
资本
R&D投资
消化吸收
卡方值
P值
卡方值
P值
卡方值
P值
资本
0.03
0.8676
3.61
0.0573
(m2)
R&D投资
0.03
0.8676
1.17
0.2787
消化吸收
3.61
0.0573
1.17
0.2787
资本
0.18
0.6686
4.48
0.0343
(m4)
R&D投资
0.18
0.6686
1.05
0.3062
消化吸收
4.48
0.0343
1.05
0.3062
资本
14.57
0.0001
22.46
0.0000
(m6)
R&D投资
14.57
0.0001
0.06
0.8081
消化吸收
22.46
0.0000
0.06
0.8081
资本
24.51
0.0000
53.27
0.0000
(m8)
R&D投资
24.51
0.0000
0.54
0.4643
消化吸收
53.27
0.0000
0.54
0.4643
注：检验方法为稳健沃尔德检验法（Robust-Wald test），自由度均为1；检验的假设是两都之间的产出弹性相等；模型(m4)与模型(m8)中的消化吸收的产出弹性是在国外技术购买的均值水平（11.42）下计算的。
根据表2的检验结果可以发现，在给定5%的水平下，资本与R&D投资的产出弹性在模型（m2）和模型（m4）中，即不考虑技术水平自然增长时没有显著差异，但在在模型（m6）和模型（m8），即在认为技术水平存在自然增长的情况下，这两个产出弹性存在显著差异；在模型（m2）中资本的产出弹性与消化吸收的产出弹性不显著外，在其余的模型中均显著，而且在模型（m2）中检验的伴随概率为0.057，与选定的显著性水平相差不大，因此可以近似认为资本与消化吸收间的产出弹性存在显著差异；而R&D投资与消化吸收的产出弹性在四个模型中均不显著。
4. 结论
本文利用2000年到2007年间我国不同注册类型的工业企业数据，从企业类型层面分析了企业R&D投资、技术改造及技术购买与企业产出之间的关系，结果发现，在样本期间， R&D投资与消化吸收的投入能显著地促进企业产出增长，而技术改造和国内技术购买的产出效应不显著，国外技术购买不仅不能促进我国企业产出的增长，反而有可能对企业产出增长具有显著的负面作用。同时还发现，我国工业企业的资本与劳动的规模报酬目前尚处于递减阶段。
参考文献
[1]金雪军、欧朝敏、李杨，2006，“全要素生产率、技术引进与R&D投入”，科学学研究，第5期。
[2]李小平，2007，“自主R&D、技术引进和生产率增长——对中国分行业大中型工业企业的实证研究”，数量经济技术经济研究，第7期。
[3]吴延兵，2008，“自主研发、技术引进与生产率——基于中国地区工业的实证研究”，经济研究，第8期。
[4]朱平芳、李磊，2006.“两种技术引进方式的直接效应研究——上海市大中型工业企业的微观实证”，经济研究，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..
中图分类号：G642.0 文献标志码：A 文章编号：1674-9324（2014）45-0131-03
一、引言
毕业设计作为高等学校本科教育的重要教学环节，是人才培养计划的重要组成部分，它是学生将理论与实践相结合、分析解决实际问题和培养初步科学研究能力的重要阶段，又是学生对所学专业知识综合运用能力、综合素质与工程实践能力的全面检验。因此，如何改进和加强这一环节，切实提高培养质量，是摆在我们面前的一个重大课题。1999年以来的扩招，使招生人数增加，师资和教学资源相对不足，为了保证毕业设计的质量，部分学校明文规定副教授以上职称的教师最多指导8个学生，讲师最多指导4个学生，并且要求一人一题，3年不得重复，这足以让很多老师为难。
二、国内外研究现状
目前毕业课题的现状不容乐观，毕业设计题目结合科研和工程实际的少，虚拟、模拟和陈旧性课题多，体现不出工科学生的“创新能力”与“工程能力”较强的特色，结果毕业设计成果没有多少参考（或应用）价值。
德国这方面做得比较好，其应用科学大学以实践为导向，学生的毕业设计主要以校企合作的方式为主，其中一些成熟的运作方式值得我们学习和借鉴。由政府提供经费并制定法规和优惠企业的政策，支持高校学生到企业去做毕业设计。学生可从企业的网站或报纸杂志和校内相关部门企业课题信息，找到适合的毕业设计课题。
国内也有这方面的先例，如，2005年北京联合大学与北京吉普汽车有限公司校企联合，配备双导师指导本科毕业设计，其题目均来自于北京吉普的生产一线，取得了较好的效果。但受企业的管理理念及信息滞后等原因，使校企合作毕业设计而受惠的学生人数很少，如何构建课题信息平台，以使更多的学生受惠，是值得我们思考的问题。
三、毕业设计教学改革目标
改变长年不变的既定题目与毕业设计的管理模式，教师将指导书、任务书发给学生，布置任务，老师定期指导，学生闭门造车，让学生在限定的时间内完成毕业设计任务，接着就是毕业答辩，结果出来的毕业设计成果没有多少参考价值。以问题为导向的毕业设计，要求从生产中发现问题，运用所学去解决问题，更具有针对性、实践性，学生从中可以学到很多在书本上学不到的东西，这样促进与加强指导教师的责任心和毕业生学习的自觉性，密切了毕业设计与生产的联系。明显提高了毕业设计的质量。“真枪实弹”的毕业设计要求指导教师不仅具有指导假拟题目的能力，而且还要具有实实在在地作项目的实际业务能力。以达到教学相长、相互促进的作用。
（一）教师要有问题意识
教师的问题意识首先要求教师们善于发现问题、提出问题，善于进行自我反思，只有找到问题，才能促进教学不断地改进，也会促进教师们去思考，带着问题去思考、研究设计教案和投入到校企合作的研修中去，这样能更好地指导学生的论文。问题意识会强化教师的主动发展意识。针对毕业论文的设计，提出问题可以让指导老师带着思考和问题对学生的毕业论文进行指导，对自己的教学行为做出理性的判断和分析。此外，教师无论是指导毕业论文还是平时的授课，都要事先做好准备，积极查寻资料，正确认知自己的教学行为，带着思考去研究、指导，并且增加与学生的交流，达到教学相长的目的。
教师们在“研修―实践―研修”的循环体验中，产生解决问题的成就感。同时，在研讨中，教师之间的差距也显现出来，同时可以增加教师的危机意识，促进自己提升和改进。学校方面也要积极配合，提供相应的设备和技术支持，增加校企合作，让论文和实际结合起来，让老师们和企业专家进行交流，开阔指导教师的眼界，从而可以使危机意识越发强烈，而危机意识正是形成问题意识的催化剂。要实现超越获得更大的成就感，就必须发现并解决问题。
（二）教学或指导后要反思
个人反思在教学改革过程中起着重要作用，它是校本研究的前提，是教师与自身开展的对话，是校本研究中最基本和普通的活动形式，也是教师在专业发展和自我成长阶段的核心因素。在以问题为导向的毕业设计教学改革中，教学反思要抓住其四点基本特点：（1）抓住妙点进行反思；（2）抓住疑点进行反思；（3）抓住失败点进行反思；（4）抓住常点进行反思。通过以往的实践证明，教师可以在以问题为导向的毕业设计教学反思改革中找回自己，重新拾取研究的权杖，通过处理自身出现的教学问题来走上专家的道路。强调毕业设计教学反思改革，可以促进教师自身的专业发展，引导教师在教学的实践过程中，以回顾、观察、诊断和自我监控等方式，来针对自身的教学概念、行为、艺术等进行思考和改正，将教与学密切结合起来，实现以问题为导向的毕业设计教学改革反思的合理性，从而提高教学的效率。
但是单纯的教学反思不单单只依靠自律，还要求学校采用多种教学手段，有目的、有规律、有计划地促进反思。常用的方法是“事后回顾”，主要分为以下三种：原来打算做什么？实际上发生了什么？已发生的情况的原因和具体采取的措施。
四、实施方法与措施
需求是推动科学和一切创新的动力，它推动着科学技术与社会向前发展。问题导向是指人们在认知活动中，意识到一些令人疑惑难解的实际问题或理论问题，驱使人们积极思维，不断提出问题和解决问题，是以问题为中心的思维活动。以优化毕业设计（或论文）课题来源、实施、管理与评价方法为内涵，深入企业走访、座谈、比较、经验总结等方法进行研究，完善应用型工科专业毕业设计（或论文）阶段的教学工作。
由印刷企业提出（或由学生到企业生产一线去发现）课题，学校组织人力收集、分类，并甄选出符合本科毕业设计要求的课题，并归于相应研究方向的教师名下，在校园网上课题及指导教师信息，根据师生“双向选择”的原则，确定课题后，在校内教师与企业工程师（双师）的指导下（由学校或企业提供场地、设备、经费等支持）按计划、按要求完成毕业课题，课题成果，（包括阶段性成果）及时反馈给相关企业应用于产生，经受生产实践的检验。从而确保毕业设计达到“培养学生综合运用所学基础理论、专业知识和基本技能，发现、分析、解决与本专业相关的实际问题的能力”的目标。
（一）课题信息收集与
借助校园网，建立校企合作课题信息平台，为印刷工程专业教师与学生提供毕业设计的实战课题，解决教师出题难。为培养学生的创新能力、工程实践能力和科学研究提供平台。①收集500个以上的课题信息，甄选出300个以上适合作本科毕业设计要求的课题。②建立课题信息库。③建立课题跟踪信息平台，及时向企业反馈学生的研究进展与取得的研究成果，为企业的生产活动提供实时的技术支持。④每年更新20%左右课题信息。
（二）成绩评定方式改革
毕业设计成绩评定由学校老师根据本科毕业设计的要求给出相应的成绩（为主），企业对毕业设计成果的应用效果做出评价并给出相应成绩（为辅）。从而彻底打破理论与实际脱节，缺少相应的工程环境，致使学生实践能力、创新力薄弱的现状，从而培养出符合社会需求，有较强创新能力和工程实践能力的应用型人才。
五、毕业设计教学改革成效
1.拓展了毕业设计课题选择范围和来源。改变了毕业设计来源于教师科研、虚拟及模拟性课题，缺乏真实性与实用性的现状。
2.开拓了校企产学合作的新模式。传统的校企合作是以教师为主体，着力在科研与实习基地的合作，而课题是以学生为主体，培养具有创新能力与工程实践能力的应用人才，服务企业产生需求为目的的合作。
3.创新了校企“互利”与“三赢”的新机制。企业获得了学校技术与理论的支持；学校得到了解企业需求、了解新设备与新技术的机会，也会相应地提高教师的解决工程问题的能力；学生得到了参与企业技术改造与创新的工程实践的机会。
4.创新了学生毕业设计（或论文）的评价体系，引入了企业对毕业设计成果应用效果的评价指标。
总之，我们要认真贯彻《第四次讲话精神：“着力提高学生服务国家，服务人民的社会责任感，勇于探索的创新精神，善于解决问题的实践能力。”
六、结语
通过本研究课题信息平台的建立，高校可以了解企业和社会对人才的需求，完善人才培养方案，提高人才培养质量，还可促进科研成果的转化。学生选企业的实际问题做毕业设计课题，可参与企业的技术革新、技术改造和工程建设服务，为企业分忧；企业也可从中选聘优秀人才作为自己的员工，提高企业的技术力量和市场竞争力，从而促进企业的发展。通过参加工程实践，学生不仅可向现场工程技术人员学习专业知识和生产技能，逐步树立起工程意识，为今后的工作打下坚实的基础，缩短其工作适应期，也为学生就业提供了可能的机会。
参考文献：
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一、引言
对外贸易在一国经济发展中占有非常重要的地位，出口导向也成为一些国家为促进经济发展而实施的战略政策。我国自改革开放初期就根据外汇资金短缺的实际国情开始实施出口导向型战略，使我国对外贸易迅速发展，至今已成为全球第二大出口国，出口扩大的同时也有效的促进了我国经济的腾飞发展。但是近几年来，受全球性金融危机、人民币升值压力等诸多因素影响，我国在出口总量上虽然仍保持着增长的趋势，但增长率却在逐年下降。
图1.1我国出口贸易情况
据海关总署统计数据显示，我国自2001年加入WTO后出口贸易总额从2002年的26947.9亿元持续上升到2008年的100394.9亿元，增长了近5倍，2009年略有下降；但增长率仅持续上升了两年，从2003年开始连续下降，由34.66%下降到2008年的7.43%，且下降幅度持续增大，并在2009年出现了首次负增长。可以看出，我国出口贸易正面临着新的挑战，因此研究出口贸易的影响因素从而有效的促进我国出口是十分重要的。
近几年来，在涉及到全要素生产率与出口关系的文章中，大部分都集中在研究出口贸易是如何促进全要素生产率提高的，一些文章否定了两者之间的促进作用，如关兵[①]（2009）通过各省际数据以出口增长与生产率关系为基础，沿着新贸易理论和内生增长理论的发展脉络，采用完全修正最小二乘估计法综合分析出口—生产率的动态效应，结果表明我国出口增长对我国全要素生产率的增长没有产生积极的影响。同时国际贸易论文，一些文章也肯定了两者间的促进作用，如倪海清[②]等（2005）通过协整分析及Granger因果分析发现中国的出口贸易实际上通过促进技术进步和制度变迁两方面带动了全要素生产率的提高。
上述所有文章都是基于出口学习（Learning by exports）效应角度的研究，但从出口选择（exports-selection）效用角度研究全要素生产率对出口贸易影响的文章较少，且大部分都是对技术进步这个单一因素的分析。但是只从技术进步这个单一因素研究其对一国出口贸易的影响似乎显得不够全面，因此本文引入全要素生产率作为解释变量，它既包含了技术进步的因素，同时也包括了组织创新、生产创新、专业化等一些不易量化的因素，研究其对出口贸易的影响将更具有说服力。同时，前文提到的所有文章中的出口贸易都是基于全国角度的数据，考虑到全要素生产率可能会对不同行业部门产生不同的影响，本文拟选取食品加工业及机械设备制造业的出口贸易数据为研究对象，使实证分析更为准确。
二、全要素生产率的测算
本文采用“索罗余值法”对全要素生产率进行测算，首先我们建立一个具有规模报酬约束的两要素投入的C-D生产函数：
（3.1）
式中，表示全国在第t期时的总产量，和分别表示劳动力和资本的投入量，对该生产函数两边同时取对数得到如下方程：
（3.2）
式中，表示随机误差项，由全要素生产率的定义可知，。
因此，全要素生产率的计算式为：
（3.3）
以全国为决策单位建立时间序列数据，样本区间设定为1985~2009年。为消除价格因素的影响，方程中全国经济增长总量都以1985的平减指数为基期进行平减；取全国年末从业人员人数；取全国各年全社会固定资产投资总额经固定资产投资价格指数平减到以1985年为基期的数额，由于该指数1990年前的数据缺失，固1990年前的数据以商品零售物价总指数代替。
以上所使用数据均来自各年?吨泄臣颇昙芳爸泻晖菘狻1疚牟捎肙LS方法对各参数进行估计，回归结果如下：
s.e.=(0.03234)(0.03318)
0.8728
对参数的估计结果分别为0.5992和0.2973，括号内表示各自的标准误，值为0.8728，可以看出模型的拟合优度较高，估计整体效果不错。
我们将估计出的参数带入上文全要素生产率的推导公式对其进行计算，得出全国各年数据分布如下：
图3.1 全国各年全要素生产率分布
可以看出，我国全要素生产率走势大致可分为两个阶段，1985-1995年为上升阶段，这主要得利于我国正确的实行了改革开放的政策，积极引入外资，学习国外先进技术，使得此阶段经济飞速发展，但全要素生产率在到达最高峰后，从1995年开始逐年下降，2009年已下降到同1985年相近的水平，同时结合现阶段我国经济快速增长、投资活跃的现象来看，可以得出我国此轮的经济增长并不是依靠技术进步和改善技术与投资效率来实现的，而是由高人力、高资本投入来驱动的，这与我国目前粗放型的经济增长方式相符。下面将使用测算出的结果对食品加工业及机械设备制造业的出口贸易数据进行实证分析。
三、TFP对我国出口贸易影响的实证分析
（一）跨期函数的建立及数据说明
为了研究出口贸易是由哪些因素决定的，本文假设一国的进口品与该国本土产品具有不完全替代性，既进出口贸易并存，同时考虑到一国的出口实际上就是它的出口对象从该国的进口量，所以可以从其他国家需求的角度考虑一国的出口贸易，因此这里我们使用国外居民对我国出口产品的消费作为我国的出口。下面本文根据拉姆齐模型建立跨期函数。
中国出口对象国家的每个家庭单位的跨期效用函数为：
（4.1）
其约束条件为：
下面对式（4.1）建立拉格朗日函数：
令s=0，的
对求导并使结果等于0，然后化简可得到影响函数的几个因素国际贸易论文，即：
由于为中国出口对像的消费，也即等价于中国的出口，所以中国的出口函数可表示为：
这里不考虑价格指数的影响，所以把去掉；出口数据使用食品加工业及机械设备制造业的出口贸易总额来代替，分别用、表示，数据来自中宏网；关于函数中的，根据中国海关总署网站显示，我国出口对象主要集中在美国、日本、德国、韩国、荷兰、印度、英国、意大利、台湾和俄罗斯这10个国家或地区，但考虑到1991年苏联解体使刚成立的俄罗斯联邦经济发展不稳定，所以本文去除俄罗斯，使用前9个国家或地区来确定函数中国外GDP的总量；汇率使用IFS（International FinancialStatistics）中公布的人民币实际有效汇率年平均值来代替，该数值上升表示本币升值，下降则表示本币贬值，用RE表示；使用前文测算出的全国全要素生产率来代替，用TFP表示。为了消除异方差的影响，这里取每项变量的对数形势，lnX、、lnRE、lnTFP
（二）实证分析
1.单位根检验
为了排除伪回归，首先必须对时间序列数据进行?ノ桓煅椋浼煅榈姆椒ê芏啵疚牟捎美沟? Dickey -Fuller 检验，即ADF检验。检验结果如下：
变量单位根检验表4.1
变量
检验形势（C，Y，K）
ADF统计量
Prob.(5%)
结论
（C，Y，1）
-1.595638
0.7644
不平稳
（C，N，0）
-4.852543
0.0008
平稳
（C，Y，1）
-1.215766
0.8841
不平稳
（C，Y，1）
-4.208412
0.0154
平稳
（C，Y，1）
-1.910584
0.6179
不平稳
（C，Y，0）
-2.244680
0.0268
平稳
lnRE
（C，Y，1）
-2.475256
0.3360
不平稳
lnRE
（C，Y，0）
-3.805800
0.0006
平稳
lnTFP
（C，Y，1）
-0.859395
0.9440
不平稳
lnTFP
（C，Y，0）
-3.693690
0.0445
平稳
表中（C，Y，K）分别表示检验方程中是否具有常数项，时间趋势项及滞后期数，通过检验结果可以得出上述四个变量在5%的显著水平上都是非平稳的，其一阶差分都是平稳的，所以都是I(1)阶序列。
2.协整检验
本文采用基于向量自回归模型（VAR）的Johansen协整检验。我们选择样本数据具有明显趋势项及截距项国际贸易论文，检验结果如下：
原假设迹统计量 迹统计量临界值 最大特征值 最大特征值统计
协整方程数0.05Porb.0.05 Porb.
食品加工业：
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
机械设备制造业：
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
结果表明无论是食品加工业还是机械设备制造业，其出口贸易、全要素生产率、有效汇率、出口对象国民收入在5%的显著性水平下都存在协整关系，协整方程为，食品加工业：
机械设备制造业：
3.计量模型解释
从协整方程系数可以看出，在食品加工行业中，有效汇率每升值1%，其出口贸易会降低0.91%，主要出口对象国家国民收入每提高1%，其出口贸易会增长1.51%，同时全要素生产率的提高对其出口贸易并没有产生正向促进作用，这说明以出口劳动密集型产品为主的食品加工行业，全要素生产率的提高并不能带动其出口的增长；机械设备制造行业中，有效汇率每升值1%，其出口贸易会降低0.11%，主要出口对象国家国民收入每提高1%，其出口贸易会增长1.31%，全要素生产率的提高对其出口贸易产生了正向促进作用。通过两个行业的对比我们发现，有效汇率和主要出口对象国家国民收入对这两个行业的出口贸易影响效果是相同的，而全要素生产率对两个行业的出口贸易影响效果相反。本文认为这主要是由行业性质决定的，食品加工业是典型的劳动密集型行业，该行业在生产过程中会投入大量劳动力，而代表技术进步的全要素生产率的变化对该行业的出口影响不会十分显著，该种生产方式也是我国现阶段经济发展中的主要方式；而机械设备制造业是一种技术密集型行业，技术投入比的变化对产量影响较大，但从方程系数我们也注意到，在我国，全要素生产率对该行业的出口促进率仅为0.38%，这一点也反映出我国技术密集型行业的生产方式仍然是以传统的中间加工环节为主，而拥有自主知识产权的产品较少，这就导致该产业链的研发与海外销售环节被国外厂商所垄断，生产的产品附加值较低。
以上就很好的解释了为什么我国出口贸易总量在逐年增加，而增速却在逐年下降。一方面我国仍然沿袭着高人力，高资本投入的传统粗放型生产方式，该方式在短期内虽然可以使产量大幅上升并解决部分就业问题，但随着劳动力成本的提高以及来自其他新兴国家的竞争，其优势将逐渐丧失；另一方面，技术密集型行业中技术进步的贡献率不高，生产过多的受国外技术垄断限制。
四、政策建议
我们通过前文的分析发现影响出口的几个主要因素有全要素生产率，实际有效汇率和国外居民收入，因此可以就这几个方面提出建设性意见。
（一）积极转变经济发展方式，告别“工厂思维”
我国自“九五”计划起就提出了转变经济发展方式的若干建议，经过这十五年的发展，效果显著，第三产业占GDP的比重从1995年的32.9%持续上升到2010年的43%，但也应该注意到，这与发达国家70%左右的比重还差很远。目前我国出口仍以低附加值的加工产品为主，而在承接国际产业转移方面也多以产业链中的组装环节为主，因此中国也被冠以“世界工厂”的称号。如何告别这种固有思维，是企业需要考虑的问题国际贸易论文，要把今后几年的发展重点放在如何通过加大科研投入，大力发展人力资本等方面提升产品的技术含量，尤其在出口方面，其产品的附加值高了，出口量也会相应的扩大。
（二）政府制定合理有效的汇率政策
一国汇率对出口贸易的影响应从马歇尔-勒纳条件考虑，但就前面的实证分析发现，我国实际有效汇率的提升确实会抑制出口贸易。目前，人民币正处在一个逐步升值的过程中，这也成为我国出口贸易增速下降的一个原因，所以政府应积极制定合理有效的汇率政策，防止人民币汇率出现大幅波动，而是使其处在一个可控范围内平稳波动。通过有效调节汇率的手段来减小由于产品相对价格变化对出口量的损失?M保喙夭棵旁诜⒉加泄鼗懵市畔⑹币灿ψ龅胶侠斫魃鳎佣髌笠涤绕涫且猿隹诿骋孜饔钠笠狄桓龆晕蠢幢浠淖既吩て凇?
（三）寻找有潜力的出口对象，实行出口目的地多元化
出口对象国家的购买力直接影响出口国的出口量，这一点实证分析已经证实。尤其在当前世界经济形势下，受前期金融危机及一些地区的债务危机影响，我国主要出口对象美国及欧洲地区国家的国民收入大幅下降，从而导致需求持续低迷，所以仅仅依靠这些国家来支撑我国的出口已经很难维持。我国应该积极考虑寻找更具潜力的出口对象，如巴西，南非等新兴经济体国家，这些国家同中国一样，都处在一个高速发展的阶段，对产品的需求相对旺盛，我国应利用自身的资源优势与区位优势，扩大对这些国家的出口。
参考文献
[1]高铁梅：《计量经济分析方法与建模-Eviews应用及实例》清华大学出版社。
[2]关兵：《出口贸易与全要素生产率_基于中国各省面板数据的实证分析》，载《经济管理》2009年第11期。
一、引言
2010年福建省进出口贸易额达到1087.8亿美元，年均增长21.13％，总体规模比1985年扩大了121倍。其中出口额达到714.93亿美元，年均增长21.43％，扩大128倍；进口额372.87亿美元，年均增长20.62％，扩大109倍；增速均高于全国平均水平。进出口总额占全国比重从1985年的1.3％上升为2010年的3.7％，2010年进出口总值位居全国第七位，其中出口名列第六，在全国对外贸易中具有举足轻重的地位。①进出口贸易是福建省经济贸易的重要组成部分，其变动会对全省经贸产生较大影响。
自2005年7月21日中国人民银行发表关于完善人民币汇率形成机制改革的公告以来，人民币汇率不断升值，从汇改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民币对美元已累计升值30.24％。②人民币的不断升值给我国外贸行业造成了巨大的冲击，许多企业本来就很低的利润率被汇率升值侵蚀殆尽；2008年全球金融海啸，国外需求的锐减更使这些企业雪上加霜，出口企业面临整体“洗牌”。但人民币汇率升值也降低了我国进口的成本协整检验，强势的人民币增强了我国企业应对国际大宗商品价格波动的能力，更重要的是，其带给我们的增强的国际购买力如果利用得当,也许能够成为我国贸易结构升级的动力。在这种形势下，福建省出口贸易结构与人民币汇率变动的关系如何，人民币汇率变动特别是人民币持续升值究竟会对福建省的出口贸易结构产生什么样的影响，影响程度如何，这些问题，无论是从现实意义的角度来看，还是从长远发展的需要出发，都是值得分析和研究的。
二、相关文献综述
汇率是一国货币单位兑换他国货币单位的比率，是一个国家进行国际经济活动时最重要的综
合性价格指标。在经济全球化的大背景下，它的变动对一国对外贸易的平衡与国内经济活动的波动都具有深刻的影响，它将各国之间的经济往来相互联系起来，使得世界经济贸易发展顺利进行论文服务。目前国际上检验一国和地区的汇率波动与进出口之间的关系比较常见的研究方法是运用“弹性分析法”——马歇尔一勒纳条件是否成立，即进出口的需求弹性之和大于1，则本币贬值可以改善贸易收支。大部分学者以此条件为基础，进行研究。
开放经济条件下，一国的贸易结构取决于经济体内部各种贸易产业或贸易产品的产出结构变动，在产出水平受制于贸易竞争力的状况下，贸易竞争力成为推动贸易结构调整的根本力量，如果汇率变动对经济体内部各种贸易产业或贸易产品的贸易竞争力产生了不同的影响，就会带来贸易结构的变动。目前国内学者对人民币汇率与进出口贸易关系影响的研究存在着三种观点：第一，两者之间存在正相关关系。刘传哲、陈寒凝和贾彦利(2004) [1]通过实证分析，发现江苏省出口贸易额的增长与汇率变动明显正相关。沈丹红、寿志敏(2007) [2]认为人民币升值将激励出口企业更多地依靠技术进步和提高附加价值，一些只靠低成本竞争，技术含量低，高污染、高耗能的企业可能因为人民币升值被挤出市场，从长远看，人民币升值有助于我国外贸增长方式从原来的粗放型转向高质量和高效益的集约型，这会带来出口结构的改善。第二，两者之间存在负相关关系。马丹、许少强(2005) [3]认为人民币实际有效汇率的贬值能够改善中国贸易收支；而中国贸易结构的变化在一定程度上可以解释人民币实际有效汇率的变化。郭晶、洪诗茜和应汇康然（2010）[4]通过Granger 因果检验以及协整检验等计量分析方法，发现人民币汇率与浙江出口贸易为负向关系。第三，一些学者认为人民币汇率变动对我国贸易结构的影响并不显著。欧元明、王少平（2005）[5]运用Granger因果检验以及协整、误差修正模型、多元回归模型等计量经济学分析方法,对中国内资企业出口与汇率的关系进行实证分析,得出的主要结论是:实际有效汇率与中国企业内资出口间没有因果关系, 并且无论在长期和短期实际有效汇率的变动都不能有效地解释内资出口的变动,说明人民币汇率的变化对内资出口影响非常小。林筱文、黄劫、宋保庆（2010）[6]在对汇率的基本概念、汇率变动对贸易收支影响关键理论进行分析的基础上，运用协整分析的方法协整检验，对福建省人民币实际有效汇率对进出口贸易的影响进行实证研究，结果显示，人民币实际有效汇率变动和福建外贸不存在长期协整关系。
以往学者的研究结果存在较大分歧，且大多集中于汇率和贸易流量的关系，汇率变动对贸易结构的影响只是作为附带结论，缺乏对这个问题深入的实证分析。本文从出口商品结构角度出发，采用协整分析等计量经济学方法深入考察人民币汇率变动对我省贸易结构的影响，进而得出一些有益的结论，具有较强的现实意义。
三、 实证分析
（一）模型的设立
根据一般经济理论，影响一国进出口贸易最主要因素是进出口商品的相对价格，而影响进出口商品相对价格的关键因素就是汇率。除此之外，由于在1985年～2010年的几十年间， 我国吸引的外商直接投资发生了巨大的变化，例如郑月明、吴青青、程雅思（2009）[7]采用实证的方法，认为FDI对于我国初级产品的促进作用并不明显，而FDI对于制成品的出口具有明显的促进作用，并且这个效应因地区和时间不同而有所差异。因此，本文在协整分析时考虑三个重要变量：贸易结构，汇率和FDI，为避免经济数据时间序列的异方差性，对各个序列取自然对数，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t为时间，Yt为出口贸易结构，FDIt为外商直接投资，REERt为人民币实际有效汇率,β0为常数项，β1、β2为回归系数，μt为随机干扰项。
（二）数据来源及说明
1.本文采用的数据是年度数据，样本期为1985—2010年。福建省出口总额、工业制成品和FDI均来自《福建统计年鉴》，人民币实际有效汇率来自国际货币基金组织提供的国际金融统计。
2.本文研究的是狭义的贸易结构，即出口贸易的商品结构论文服务。按照国际贸易标准分类和附加值的高低，出口商品的构成可以分为两个大类，即初级产品和工业制成品。相比初级产品而言，工业制成品附加值高协整检验，竞争能力强，较高水平的集约型外贸增长方式和国内产业结构多以工业制成品的出口为主。因此本文取我省工业制成品在总出口中的比重衡量贸易结构。
根据《联合国国际贸易标准分类》划分，贸易结构有十类商品：食品及主要供食用的活动物(SITC0)，饮料及烟类(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，矿物燃料、油及有关原料(SITC3)，动植物油脂及油脂(SITC4)，化学品及有关产品(SITC5)，轻纺产品、橡胶制品、矿冶产品及其制品(SITC6)，机械和运输设备(SITC7)，杂项制品(SITC8)，未分类的其他商品(SITC9)。联合国贸易与发展会议将SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工业制成品归入劳动密集型产品，将SITC中第5类化学品及有关产品，以及第7类机械和运输设备中的绝大部分门类归入资本与技术密集型产品。因此，本文中我们将SITC 0，1，2，3，4类定义为初级产品，第6，8类定义为资源与劳动密集型产品，第5，7类定义为资本与技术密集型产品。
3.按汇率是否经过价格调整，人们通常把汇率分为名义汇率和有效汇率。在实证过程中，又把有效汇率分为名义有效汇率和实际有效汇率。与名义汇率、名义有效汇率相比，实际有效汇率不仅考虑了一国的主要贸易伙伴国货币的变动，而且剔除了通货膨胀因素，能够更加全面地反映一国货币的对外价值。本文采用人民币实际有效汇率指数来研究汇率变动对出口贸易结构的影响。
（三）平稳性检验
由于实际汇率(1nREER)，FDI(1nFDI)和出口贸易结构（lnY）为时间序列，为了对时间序列数据进行相关实证分析，首先需要对这些变量进行平稳性检验，否则可能导致伪回归。本文采用单位根ADF检验的方法，对各变量及其差分分别进行检验，利用Eviews5.0得到ADF单位根检验结果如下：
表1ADF检验结果
变量
检验模型类型
ADF统计量
ADF临界值
是否平稳
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
一阶差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
1.1投入产出指标体系
借鉴国外学术期刊知识交流效率测评文献及国内学术期刊评价领域权威学者苏新宁(2006，2008)［18－19］、邱均平(2010)［20］的研究经验，选取投入指标包括:期刊载文量［2－5，7－15］、平均引文量［4－5，12－15］、基金论文比［3－4］，期刊载文量反映学术期刊信息丰裕度和投入广度;篇均引文量衡量学术期刊科学交流程度和吸收外部信息能力，反映了学术期刊之间的交流密度。基金论文比衡量期刊载文学术质量。产出指标包括:总被引频次［5，7，11，15］、影响因子［3－4，9－10，12－15］、引用刊数［3－4，9－10，12－14］。总被引频次衡量学术期刊被使用和受重视的程度，影响因子衡量期刊学术影响力，引用刊数反映被评价期刊被引广度。鉴于随机前沿分析方法的单一产出特征，依据苏新宁(2006，2008)［19－20］、邱均平等(2010)［18］关于评价指标权重设置经验，本文将总被引频次、影响因子、引用刊数的权重系数分别设置为0.25、0.4、0.35，在归一化的基础上计算得到综合产出指数［20］，相关指标数据来源《中国科技期刊引证报告》。
1.2测度方法
超越对数生产函数(Trans－Log)考虑了投入要素二次项及交叉项之间相互影响，因此，本文采用超越对数生产函数的随机前沿模型［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分别代表期刊i在第t年的总被引频次、期刊载文量、平均引文数、基金论文比，vi、μi分别代表随机误差、无效率。通过最大似然估计方法进行参数估计，利用参数γ=u2/(v2+u2)进行检验，γ的显著性程度来判断SFA方法的选取是否合理，γ的取值来反映随机前沿生产模型的设定形式是否理想。γ取值范围反映可控项管理因素与不可控项随机误差影响地位的变化，向1靠拢时说明管理因素逐步占主导影响地位，向0靠拢时说明随机误差逐步起主要作用。当γ=0时，表示不存在无效率项，此时无需使用SFA方法，直接使用最小二乘法进行参数估计［16］。Super－SBM模型由Tone［22］在2002年提出，该模型解决了多个为1的决策单元排序问题，也修正了未达到生产前沿面的决策单元松弛变量，可以避免角度和径向选择而引起的偏差。囿于篇幅，考虑到Super－SBM是较为成熟的模型，且SBM模型在学术期刊知识交流效率测度有见报道。因此，在此略去Super－SBM模型计算公式，具体计算步骤参照王惠(2017)［14］、储节旺(2015)［23］。
2知识交流效率测评
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2016.13.121
0 引言
煤矿开采作为高危行业，事故频发成为行业发展的现状。国内外大量研究数据表明，80%以上的煤矿事故都可归因为人因失误[1]，因此对于煤矿人因失误的安全评价能从源头上发现问题，降低事故发生率。本文通过对矿山监控专业课程体系的研究，结合其实践性，针对煤矿工人失误行为的特点，采用层次分析法将矿工失误行为分类并确定相关影响权重，有针对性的进行评价与预防，对于矿山监控有着积极意义。
1 层次分析法概述
1.1 构建层次分析模型
层次分析法是借助模型展开的，一般由目标层、准则层和指标层构成，展示的是自上而下的从属关系[2]，其中准则层因素要根据影响因素的共性进行总结归纳，指标层因素要根据实际情况客观陈词。
1.2 构造判断矩阵
构造判断矩阵的实质就是对层次分析模型的定量化，常采用问卷调查或头脑风暴法对准则层和指标层因素赋值。若评价内容的指标层因素过多，可借助Yaahp软件计算，提高计算准确性和效率。
1.3 一致性检验
一致性检验的实质是对判断矩阵的最大特征值和特征向量进行计算，一致性指标值越大说明其一致性越差[3]，一般而言，层次分析法对于其一致性指标达到数值1以下就认为判断矩阵构建正确，否则要对判断矩阵的赋值重新检验。
2 煤矿人因失误模型构建
煤矿生产环境复杂，工人水平良莠不齐，企业管理决策等方面因素都是煤矿人因失误行为的影响因素。本文以山西某矿井为研究背景，结合相关矿难事故的调查分析资料，构建煤矿人因失误评价模型。
2.1 煤矿人因失误风险指标体系
对于工业安全的研究常从人、机、环三方面展开，煤矿人因失误指标体系的建立也可借鉴这种分析方法。通过对大量矿难事故调查资料[4-5]的分析，将相关影响因素进行逻辑分析，得到煤矿人因失误层次分析模型图，如图1所示，各指标层因素[6]如表1所示。
2.2 煤矿人因失误评价体系权重确定
在模型图分析的基础上，通过矿工的实际问卷调查及对相关事故调查组专家的咨询等形式确定指标层与准则层各因素的判断矩阵标度，并得到两两重要性的判断矩阵如表2所示。
通过软件进行检验，该判断矩阵的一致性比例为0.0077
同样的方法可以确定心理因素准则层、生理因素准则层、设备环境准则层的一致性比例与权重，在此不多赘述。通过运行软件得到煤矿人因失误指标层权重为：社会心理-0.0567，家庭心理-0.103，个人不安全心理-0.1871，年龄-0.0698，身体状况-0.0277，性别-0.044，应急预案-0.1289，安全教育-0.12，安全文化-0.0582，规章制度-0.0766，环境状态-0.0268，工序-0.0307，设备人机性-0.0703。
3 整改方案
结合分析结果可知，山西某矿井存在人因失误风险，尤其在矿工存在不安全心理和应急预案的制定方面，根据以上评估结果，在煤矿的日常安全管理中要注意以下几点，防患于未然。
（1）加强矿工技能培训与心理素质培训，通过一些事故案例教育，让矿工主动遵守相关操作规程，降低不安全心理引发的事故隐患，同时加强三级教育与特殊工种专项培训。
（2）加大安全投入，改善作业环境[7]，减少不良作业环境对工人行为的干扰，同时注重煤矿仪器设备的常规检查与先进设备的引进使用，将环境治理作为煤矿安全管理的一项重要内容。
（3）利用经济、行政等手段推行本质安全化、工作方法安全化、操作安全化和环境安全化，同时加强安全管理，尤其是基础工作，杜绝以包代管、安全责任不落实和现场设备管理松懈等问题[8]。
（4）加强监管力度，配备专职安监人员，将安全管理常态化。
参考文献：
[1]孙继平.煤矿安全生产理念研究[J].煤炭学报，2011，36（02）：313-316.
[2] 张村峰，卞奇侃，蒋军成.基于“事故树-层次分析法”的高校学生宿舍火灾风险分析[J].中国安全生产科学技术，2011（10）：100-105.
[3]王斌，常显奇，陈浩光.AHP方法中关于判断矩阵一致性的研究[J].装备指挥技术学院学报，2002（05）：100-103.
[4]尉迟晓丽.煤矿人为失误预防与控制的动态安全体系研究[M].太原理工大学硕士学位论文，2010.
[5]朱月敏.煤矿安全事故统计分析[M].辽宁工程技术大学硕士学位论文，2010.
[6]鲁娜.煤矿安全文化评价研究[M].河北工程大学硕士学位论文，2012.
[7]孟江.关于煤矿环保工作的建议和设想[J].中国化工贸易，2014（21）：50-51.
[8]史波.煤矿企业应急管理系统构建与应急能力评价研究[M].哈尔滨工程大学博士学位论文，2008.
1.老挝对外贸易和外商投资现状
1.1 对外贸易现状
据老挝工贸部统计，2012年，老挝对外贸易总金额达42.63亿美元，同比下降0.9%。其中，出口16.96亿美元，下降16.3%；进口25.67亿美元，增长7.8%。纵观全年，老挝对外贸易主要呈现以下几方面情况：
（一）进出口总额与上年基本持平。近年来，老挝对外贸易总体保持增长态势，2012财年老挝对外贸易同比基本持平，略有下降。
（二）贸易逆差大幅度增加。2012财年，老挝对外贸易逆差8.71亿美元，贸易逆差大幅增加，主要原因是国内消费、项目带动的车辆、工业用商品及粮食等进口增加。
（三）主要出口商品。矿产品出口8.13亿美元，电力出口2.54亿美元，农产品出口1.77亿美元，矿石出口1.69亿美元，工业产品出口1.61亿美元等。
（四）主要进口商品。各类车辆（包括飞机、摩托车）及零配件进口5.54亿美元，燃油燃气进口4.70亿美元，建材进口3.91亿美元，工业用品进口3.61亿美元，电器进口1.92亿美元，粮食进口1.41亿美元，电子器材进口1.20亿美元等。
1.2 外商投资现状
2013年老挝加入世界贸易组织成功，为了2015年准备加入东盟经济共同体 （ASEAN Economic Community）老挝改变了很多贸易和投资的规则，改善该国的基础设施尤其是交通运输的发展，因为老挝经济不断发展壮大和预计在2013年至2014年的增长速度是8%。1989年至2012年根据规划和投资部提供的数据，外商直接投资（FDI）最大的国家是越南，有429项目，价值49，13亿美元，第二是泰国有742项目，价值40，82亿美元。
2.老挝的国际贸易与国际投资的实证检验
本文主要利用协整分析和Granger非因果检验方法来探讨老挝国际贸易与国际投资的相互关系。所谓“协整关系”，指若两个或两个以上变量的值呈现非平稳，但他们的某种线性组合却呈现的平稳性。同时，本文进一步用Granger非因果检验方法来检测各相关变量之间在数据方面的波动性，从实证角度来论证老挝国际进出口没贸易与投资之间的相互关系，从而得出论文国际贸易与国际投资的相互关系。在实证分析中，本文选取外商直接投资流量（y）、老挝年进口额（x1）、老挝年出口额（x2）以及净进口额（x3）进行分析。
2.1数据来源
本文所用数据为2001——2010年的时间序列，来源于老挝工贸部和国家数据统计局，所设计模型的样本容量为10个。
