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工業分析與檢驗論文范文1
論文關鍵詞：外商直接投資，環境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經濟發展，全球環境的承載壓力越來越大。經濟學家也密切關注環境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環境質量隨著經濟的增長呈現出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環境竟次理論是指不同國家或地區間對待環境政策強度和實施環境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環境標準而使本國的工業失去競爭優勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環境標準和次優的環境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經濟競爭時更低的環境標準，從而加劇全球環境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環境標準的情況下，國內企業和環境標準低的外國企業相比失去其競爭優勢，從而使高環境標準國家的企業將生產轉向低環境標準國家。若在實行不同環境政策強度和環境標準的國家間存在自由貿易，實行低環境政策強度和低環境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業所承受的環境成本相對要低。在該國進行生產時，其產品價格就會比在母國生產出同樣產品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產方面具有更大的優勢。這種由成本差異所產生的“拉力”會吸引國外的企業到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業運用的生產和污染消除技術通常比東道國本地的企業更先進和更有利于改善環境。如果這些企業能夠替代部分東道國同行業低效生產的企業, 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發現中國的FDI存量與環境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區,主要集中于東部地區項目管理論文，東部地區主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統計口徑一致和數據的連續性，選取工業廢氣排放總量（億標立方米）、工業廢水排放總量（萬噸）、工業固體廢物產生量（萬噸）、工業固體廢物排放量（萬噸）、工業煙塵排放量（萬噸）、工業粉塵排放量（萬噸）和工業二氧化硫排放量（萬噸）為環境污染指標；人均地區生產總值（元）作為經濟增長指標，此外，考慮國際貿易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業二氧化硫排放量、工業廢水排放量、工業廢氣排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業固體廢物產生量、工業固體廢物排放量，Y表示人均地區生產總值（元），FDI表示外商直接投資（萬美元）。環境污染指標數據根據1986至2009年中國統計年鑒相關數據整理項目管理論文，地區人均生產總值和外商直接投資數據根據1986至2009年?。ㄊ校┙y計年鑒相關數據整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數，LNY、LNFDI分別表示人均地區生產總值和外商直接投資的自然對數。本文中東部十一個?。ㄊ校閺V東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數據研究中國東部和中部省（市）FDI的對環境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數據模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數估計的有效性。根據截距向量和系數向量中各分量限制要求的不同，面板數據模型可分為無個體影響的不變系數模型、變截距模型和變系數模型三種形式。在面板數據模型估計之前，需要檢驗樣本數據適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀察時期總數，參數表示模型的常數項，表示對應于解釋變量的k×1維系數向量，k表示解釋變量個數。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數相等；H2:截距項和個體變量系數都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數混合估計；如果H2被拒絕,則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數。變系數、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3,面板個體數量為N，面板時間跨度為T，根據Wald定理在H2假設條件下構建統計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]
若計算得到的統計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續檢驗假設H1。反之，則認為樣本數據符合無個體影響的不變系數模型。若計算得到的統計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一省（市）和中部八省的相關數據，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩序列。回歸結果見表1-表8
（一）東部和中部地區FDI對工業廢水、工業廢氣影響差異分析
表1 東部地區 LNFS、LNFQ模型參數估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數
固定效應
參數
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
工業分析與檢驗論文范文2
關鍵詞：創新；教學方法；探索；能力
中圖分類號：G642 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2012）04-0223-02
我校工業工程專業是2005年經上級批準開設的本科專業，隨后設立了質量管理專業方向進行招生，定位是培養面向企業基層的技術應用型質量管理人才?！顿|量管理與可靠性》是工業工程（質量管理方向）專業的一門核心專業課，目的是使學生熟練掌握企業對具體生產流程上的質量控制和可靠性管理的基本原理。作為一門集技術、管理于一體的工程性、實踐性很強的綜合課程，《質量管理與可靠性》的生命力在于生產實踐之中。當前，《質量管理與可靠性》課程教學方面的突出問題是理論與實踐脫節。為了提高《質量管理與可靠性》課程的教學質量，本文進行了“教學結合生產”的創新性探索，即，堅持“理論學習與實習實踐相結合、實習實踐與畢業設計相結合”，從而鞏固和加強了課程知識，在一定程度上彌補了教學中存在的薄弱環節，提高了學生解決生產實踐問題的能力和創新創造能力。
一、《質量管理與可靠性》課程的核心模塊
《質量管理與可靠性》課程從質量理論、質量設計、控制、診斷、改進與保證等方面系統討論了質量管理的基本理論與方法。其主要內容包括質量檢驗、質量管理的法規與標準化、三次設計、SPC與SPD、質量改進、質量機能展開、可靠性設計等，具體分為質量功能展開、質量控制、試驗設計、設備可靠性等核心模塊開展教學活動。學生在學習理論知識和方法過程中，不同程度上存在著一些疑難問題有待在生產實踐中尋求解答。
二、理論學習與實習實踐相結合
目前，我校商學院已與20余家制造型企業建立了產學研合作基地。在《質量管理與可靠性》課程教學過程中，按照各個核心模塊的特點，有計劃地引導學生帶著理論學習中遇到的問題去相關企業實習實踐。工業工程（質量管理方向）專業的多位老師承擔了《XX集團質量管理案例集》的調研、分析、編寫工作。該專業的學生也積極地參與此項工作，參加了所有案例的調研、資料整理、編寫等工作。這些學生去現場調研，發現生產實踐問題，并向工作人員提問，獲得了大量的原始素材資料。該質量管理案例集的編寫目標是：①從各企業的質量管理實踐中，進行梳理、歸納、總結，編寫樣板案例、樹立典型；②進一步提高各企業的質量管理水平；③不僅詳細剖析典型案例，而且系統地介紹相關基礎理論。該質量管理案例集由若干案例組成，按照涉及的質量管理內容分為三種類型的案例：質量管理體系與質量管理系統案例、設計質量工程技術案例、制造質量工程技術案例。采取”三段式“的案例編寫模式，即每個案例分為案例概述、案例詳述、總結與啟示三部分。特別地，在案例集附錄增加了關于質量管理理論及方法的相關內容。該質量管理案例集部分案例名稱如下：案例1：XX企業全員質量管理的系統方法；案例2：XX企業質量檢驗計劃的策劃與改進；案例3：XX企業EPC項目的質量策劃與質量控制；案例4：XX企業質量管理體系運行有效性評價；案例5：XX企業質量管理信息系統的開發與應用；案例6：經驗教訓學習法在XX企業質量改進中的應用；案例7：田口方法在XX企業質量改進中的應用；通過在相關企業的實習實踐，并參與質量管理案例集的編寫，工業工程（質量管理方向）專業的學生了解了企業實際生產的情況，訓練了動手能力，鞏固了理論知識，提高了發現生產實踐問題的能力。
三、實習實踐與畢業設計相結合
畢業設計（論文）是培養學生綜合運用所學的理論知識和實踐技能解決實際問題的一種教學形式，使學生受到工作能力、創新能力與科研能力等的綜合訓練，同時也是總結學生在校期間的學習成果、衡量教學質量的重要指標。讓學生到企業去完成畢業設計的想法主要源自西方發達國家的做法。工業工程（質量管理方向）專業的研究對象是系統，是整個企業的運作過程，因此，需要將具體的企業作為研究對象。我們引導工業工程（質量管理方向）專業的學生帶著企業實習實踐中發現的問題，進行畢業設計。畢業設計（論文）的管理主要分為三個環節：指導老師與畢業設計選題、畢業設計過程的檢查與監控、畢業設計（論文）答辯。其中，畢業設計過程的檢查與監控是通過構建運行有效的監控體系，以保證學生畢業設計的質量。
1.指導老師與畢業設計選題。對畢業論文指導教師資格進行嚴格審查。根據需要，聘請若干企業高級質量管理人員作為兼職指導教師。組織指導教師擬定參考題目，邀請專家從其難度、工作量和專業符合度等方面對教師所擬的題目進行評價與選擇，確定了若干論文題目供學生選擇。學生根據自己的興趣愛好、知識積累從教師提供的論文題目中選題，并通過雙向選擇確定指導教師及題目，做到一人一題。所選題目80%以上來源于學生在企業實習實踐過程中發現的質量管理與可靠性相關問題。
2.畢業設計過程的檢查與監控。畢業設計過程的檢查與監控包括開題報告檢查、中期檢查、防止畢業設計（論文）抄襲問題的措施等內容。①開題報告檢查。學生根據所選題目進行調研、搜集相關資料，制訂畢業設計（論文）方案和實施計劃，在指導老師的指導下，撰寫開題報告。開題報告檢查主要考察課題任務是否明確、是否體現專業基本訓練內容、工作量和難度大小以及方案的可行性等方面。②中期檢查。中期檢查內容：檢查《指導記錄本》記錄情況，了解教師指導學生的實際情況；檢查學生畢業設計（論文）撰寫情況，論文框架是否合理，方法是否得當，內容是否符合要求；對照畢業設計（論文）的進程安排，檢查學生畢業設計（論文）進度是否符合計劃要求。③防止畢業設計（論文）抄襲問題的措施。防止畢業設計（論文）抄襲問題的措施：（1）要求論文主題必須與企業生產實踐相結合；（2）指導教師對學生的文獻引用及撰寫過程實行全方位的監控；（3）隨機抽查論文，用防抄襲軟件進行輔助檢查。
3.畢業設計（論文）答辯。為了對畢業設計（論文）答辯過程進行有效的管理，成立了工業工程（質量管理方向）專業畢業設計（論文）答辯小組，負責組織考核答辯、接受處理學生申述等工作。指導教師對學生論文審查，合格者給出平時成績后送評閱教師審閱。評閱教師審閱后，合格者給出評閱成績進入論文答辯程序。不合格者退回修改。答辯時，答辯小組根據答辯情況進行集體評議并確定答辯成績。畢業設計（論文）成績由平時成績、評閱成績、答辯成績三部分按照一定的權重相加而成。
針對當前《質量管理與可靠性》課程教學中普遍存在的理論與實踐脫節的問題，為了提高教學質量，本文進行了“教學結合生產”的創新性探索，即，堅持“理論學習與實習實踐相結合、實習實踐與畢業設計相結合”，在一定程度上彌補了教學中存在的薄弱環節，提高了學生解決生產實踐問題的能力和創新創造能力。
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工業分析與檢驗論文范文3
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工業分析與檢驗論文范文4
關鍵詞：質量監督，檢驗數據，有效措施
產品監督檢驗是質量監督的重要組成部分，是控制產品質量的有效手段和途徑。論文參考。如果質量檢驗本身“質量”不過硬，質量檢驗報告的數據結果就會有失公正將會極大地影響生產企業效益和社會公眾利益。應該說，產品質量監督的抽樣檢驗仍是我們國家產品質量監督制度的主要方式，它不僅要體現出客觀、科學、公正，而且還要具有很高的權威性，這就要求我們從事產品質量監督抽樣檢驗的工作人員，既要工作程序規范、準確，又要懂得正確推斷被監督產品的總體質量狀況。因此，我們要正視產品質量監督檢驗工作中的一些認識誤區。
一、確保質檢機構實驗室管理的有效性
對檢測實驗室而言，結果報告是實驗室的最終產品。結果報告的準確性和可靠性，直接關系客戶的切身利益，也關系到實驗室的形象和信譽。實驗室的質量監督，是內部質量保證的重要組成部分，是確保實驗室產品質量滿足要求的重要手段，也是實驗室質量管理的難點。
國家《檢測和校準實驗室能力認可準則》指出：實驗室必須“由熟悉各項檢測和（或）校準的方法、程序、目的和結果評價的人員，對檢測和校準從業人員（包括在培員工），進行充分的監督”；“當使用在培員工時，應對其安排適當的監督”；“在使用簽約人員及其他的技術人員及關鍵支持人員時，實驗室應確保這些人員是勝任的且受到監督。”因此，檢測實驗室監督和管理的對象主要是各類檢測人員，包括在培員工、簽約人員和其他的實驗技術人員。
二、正確認識產品質量監督檢驗的合格率
我們的產品質量監督，主要是通過抽樣檢驗，著重尋找不合格產品總體，發現生產企業或流通領域的產品質量問題，為政府有關職能部門提品的質量情況，以便對不合格產品的相對人進行質量整頓和規范工作，其真正的目的是通過暴露問題而發揮懲戒的機制，最終促使生產企業不斷地提高產品質量，從而全面提高該類產品的整體質量水平。但有關職能部門往往根據媒體上公布的一些抽樣合格率高低，作為判斷某產品質量的水平如何，并以此來調整對該產品進行質量整頓的方向與選擇整頓的重點。這樣把抽樣合格率的高低視為產品質量好壞的唯一標準是片面的。事實上，抽樣合格率僅僅只是該產品在特定條件下反映出的一種質量現象，在某種意義上說這些合格率數據不能夠說明什么真正的質量問題。
因為，不同的監督抽樣檢驗方案（n；Re），所得出的合格率數據是會不同的。我們不能簡單地把產品質量水平P的高低等同于抽樣檢驗合格率的高低，不加條件地進行比較，來判別各種產品存在問題的嚴重程度。抽樣樣品的質量好壞（合格與否），除了跟市場上該產品的質量水平P高低有關外，更重要的是與抽樣檢驗方案（n；Re）的關系更大。
因此，我們質量監督部門在某產品的質量抽檢情況時，僅僅公布本次監督抽檢的合格率為多少是不夠的，也是不科學的。因為它不能確切地反映出該產品的實際質量水平P，必須附加必要的說明，明示本次監督抽檢的監督質量水平Po和抽樣檢驗方案（n；Re）等必要的參數條件。否則會誤導消費者，甚至造成質量管理工作的偏差。
三、科學地做好產品質量監督檢驗的分析報告
質量監督工作是采用對產品進行監督抽樣檢驗的方式，通過對抽取的樣品檢驗結果進行分析，準確地把握監督產品的質量狀況，并從中找出產品質量存在問題的根源，指導并督促生產企業改進存在的問題，幫助生產企業提高產品質量，為政府制定質量目標與方向提供科學依據。
由此可見質量監督檢驗的分析報告尤為重要。但是，從目前監督檢驗后公布的分析內容來看，大都可以歸納為：一是總體的抽檢合格率是××％；二是各類產品的抽檢合格率是××％；三是今年與去年同期相比各類產品與總體的合格率增減是××％；四是各受檢單位被抽檢的產品有哪些項目不合格；五是比較各類產品間抽樣合格率數值的高低，來說明各行業質量好壞的程度；六是對抽檢好的企業進行表揚、對抽檢差的企業進行曝光等。這種“質量監督分析報告”看起來應該比較全面了，同時也會得到有關部門的肯定，并認為抽樣合格率高的產品質量好，抽樣合格率低的問題比較大，把今年與去年同期相比的抽樣合格率提高了作為質量整頓的成績，把仍存在的不合格項目作為今年重點的整治目標。但是，這樣的“質量監督分析報告”不能準確地反映被監督行業的產品質量狀況，因為它缺少告訴大家一些重要且最根本的質量信息：第一，沒有告訴整個產品的質量水平P狀況，或各類產品的質量水平P狀況；第二，把抽檢合格率與產品的整體合格率混為一談；第三，單憑抽檢合格率的高低來武斷地判定產品質量好壞過于片面；第四，把今年與去年同期相比的合格率增減作為質量走向缺乏有力的證明；第五，把樣品中出現不合格項目簡單地定為質量整改的目標不夠全面，等等。總之，尚有諸多問題都沒有說清楚的這種“質量監督分析報告”是不能作為政府制定整頓與提高產品質量水平P的依據。論文參考。
四、正確把握產品標準與監督檢驗的不同要求
產品標準的作用是統一規定該產品最低的技術性能，并指導生產企業組織生產與控制質量。生產企業只有嚴格按照產品標準來組織生產與質量驗收，才能生產出符合其質量水平P的產品來。
而作為質量監督部門，由于其工作任務與性質決定，不可能對生產企業的每批產品都進行檢查監督，往往采用抽樣檢驗的方法，以發現不合格品的方式進行質量監督。論文參考。這完全不同于生產企業對自身產品的質量控制與驗收。所以說質量監督檢驗不能直接應用產品標準規定中的檢驗規則，來對某一產品進行質量水平的確定。應該說，產品標準重在控制產品總體的平均質量水平P，產品標準的檢驗規則中往往規定了對于生產每一批產品的數量N不同，要求抽樣的樣本數量n、接收數Ac與拒收數Re也不同。換言之，產品標準是適應于生產企業正常連續生產的檢查驗收，其目的是通過這種檢驗規則使生產企業的產品質量水平P控制在預先規定的質量水平Po之內，從而保證產品總體的質量要求；而監督檢驗是重在尋找出不合格產品總體。
總之，生產企業是通過采取一系列的管理措施，使生產出的產品質量達到所設定的質量水平Po；而質量監督部門也必須正確認識和運用抽樣檢驗的科學手段來監督生產、流通領域的產品質量水平，督促生產企業使其產品達到規定的質量水平Po，并為政府提供行之有效的產品質量信息。
參考文獻：
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［3］鄧志軍.淺析檢驗細則在保證檢驗報告質量中的作用［J］.大眾標準化，1998（02）.
［4］陳文戈，王紅云，俞愛林，朱艷玲.監督檢驗過程的管理與質量控制［J］.廣東工業大學學報（社會科學版），2002（01）.
工業分析與檢驗論文范文5
Abstract： In recent years， the supply and demand gap of LPG in China is bigger and bigger， the external dependency has significantly risen. A large number of international trade opportunities can fill the gap of the domestic demand， but it also brings more business and market risk. So， it has important practical significance to properly develop the import trade of LPG for LPG market and marketing managers in China. World oil prices play an important role in the formation process of LPG international trade transaction price. Based on a large number of historical data， this paper carries out the econometric modeling and empirical analysis， excavates the complex quantitative relationship between WTI and domestic LPG market prices to provide references for the development of the import trade of LPG and the related marketing managers.
關鍵詞： WTI；LPG；計量經濟；實證分析
Key words： WTI；LPG；econometrics；empirical analysis
中圖分類號：F416.22 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2015）12-0009-03
0 引言
近年來，隨著國民經濟的快速發展，我國能源消耗量逐年增長，LPG（液化石油氣，Liquefied Petroleum Gas，簡稱LPG）因其高熱值、清潔性、便于運輸性等優點，在民用尤其是化工領域得到了廣泛的使用，我國化工深加工領域近年來迎來了快速發展期，對LPG的需求急速增長，而國內LPG產量已無法滿足需求，不斷拉大的需求缺口需經過進口彌補，數據顯示，2007-2013年LPG凈進口量年均增長率高達9.3%，2014年進口量更是大幅增長，同比增長超過50%，且在可預見的未來，隨著國民經濟發展對LPG的依賴，我國LPG需求量及進口量還將保持快速增長的局勢[1]。
作為大宗商品進、出口價格的重要風向標，WTI（West Texas Intermediate）在LPG的進口貿易中同樣扮演著重要的角色，隨著近年來進口貿易量的增長，WTI與國內LPG市場價格已經形成了較為復雜而緊密的關聯關系。2014年，國際油價持續大跌，國內LPG市場跟隨一路走跌，為進口貿易商及國內LPG經營者帶來了較大的經營風險，因此，研究WTI對我國LPG市場價格的影響具有較強的研究必要性及研究價值。
1 模型數據選取及說明
選取2013-2014年兩年的數據進行研究分析。LPG的市場變化較快，選擇近2年的數據進行分析較為貼近現實，且數據的分析結果的參考意義更大，更具時效性。所用數據包括2年的WTI數據、美元匯率數據、CP價格數據以及國內LPG價格指數數據（為國內每日LPG價格的綜合反映，通過主要煉廠出廠價數據加權得出）。數據來源于金銀島石油內參數據、國家海關總署、國家統計局等，數據皆來源于第三方，權威真實[2]。
2 計量經濟建模及分析
2.1 數據基本面分析
國際油價（以WTI為例）經歷2014年大跌，對LPG銷售價格影響明顯，既創造了較多的貿易機會，也帶來了諸多的經營風險。從整體經濟形勢來看，目前國際油價仍出低位，短期內對LPG銷售價格的負面影響難以解除。論文結合實際經營情況及數據進行測算，將2014年WTI數據按照從大到小順序排序，LPG價格隨之相應調整排列，得出趨勢圖如圖1所示。
圖1顯示， WTI從110美元/桶降至90美元/桶過程中，LPG價格所受波及影響較不明顯；當WTI跌破90美元/桶后，隨著WTI的下跌，LPG價格隨之走跌，步調保持高度一致性；WTI從90美元/桶跌至53美元/桶，跌幅41%，LPG價格從6100元/噸跌至3650元/噸，跌幅40%，二者跌幅基本一致。
事實上，作為石油附屬品，LPG的產品性質、使用性、定價機制等多方面都與石油產品相關聯，首先，LPG產生于石油煉制過程中，其產量與石油加工量存在比例關系；其次，二者同屬能源產品，使用性能上有著較多的相似性，都是能源產品，其市場特點具有很多共同性；第三，國家發改委規定，LPG的最高出廠價與成品油價格需保持固定的比例關系，即0.89：1，如此，LPG的價格走勢在一定程度上與成品油價格存在綁定效應，而成品油出廠價又與國際、國內原油價格息息相關，LPG價格走勢――供需變化與石油產品存在相似市場規律[3]。
2.2 Granger因果檢驗
為消除數據序列間的異方差，首先進行對數處理，得出新的數據序列LNWTI、LNLPG。在進行Granger檢驗前，首先采用ADF檢驗，對2013-2014年LNWTI及LNLPG進行平穩性檢驗，檢測數據的平穩性。結果如表1所示。
從結果可以得出，兩組數據原始數據不平穩，經過一階差分處理后皆顯示平穩，因此，論文采用兩組數據的一階差分形式進行分析。進行Granger因果檢驗，首先建立因果檢驗模型：
進行因果檢驗，得出結果如表2所示。
從檢驗結果可以得出：LNWTI可以單向解釋LNLPG，即國際油價WTI的變化對國內LPG價格走勢有著明顯的傳導影響，尤其當Lags在4-7時，較為明顯，而國內LPG價格變化無法解釋WTI的走勢變化，因此，可以通過WTI走勢變化規律來分析預測國內LPG價格的走勢。
2.3 VAR建模及Johanson協整檢驗
由于兩組數據序列一階差分具有穩定性，故首先建立VAR模型如下：
通過以上分析，可以得出，二組序列都符合一階單整變量要求，故可進行Johanson協整檢驗，結果如表3所示。
得出LNWTI及LNCIF的協整關系式為（括號內數字為T統計量結果）：
結果顯示，當WTI變化1%時，LPG隨之變動0.8638%，且增減幅度一致?？梢钥闯觯瑖鴥萀PG價格與WTI走勢具有較為緊密的關聯性。
3 結論經營建議
論文以大量歷史實際數據為基礎，建立了計量經濟模型，對WTI與國內LPG價格走勢進行了ADF檢驗、Granger因果檢驗、VAR建模及Johanson協整檢驗，通過計量經濟建模及分析，可以得出以下結論：
①國內LPG價格走勢與WTI走勢整體保持一致性，尤其當WTI跌破90美元/桶后，二者走勢關聯性更為密切；
②WTI的走勢對國內LPG走勢具有遞延效應，且為單向的影響關系，即WTI走勢對LPG價格走勢具有遞延性，且延遲時間大約為4-7天；
③二者漲跌趨勢一致，且具有一定的幅度比例關系，即當WTI漲跌1%時，國內LPG價格同向變化約0.86%。
對于LPG經營者而言，準確把握價格走勢，適當開展貿易，可以有效規避經營風險，并創造可觀的經濟效益。
首先，經營者需認清國際油價與國內LPG價格走勢的關聯性，密切掌握WTI走勢動態，當WTI處于持續的較大幅度漲跌時，需提高風險意識，理清WTI對國內LPG價格的傳導作用，并思考其對國內LPG價格走勢的具體影響，提前做好準備，以規避經營風險；
其次，充分利用國際油價走勢規律，掌握市場動態，在國際油價持續下跌時，考慮儲備LPG庫存，控制貿易量，當國際油價反彈后，把握貿易節奏，“低買高賣”，合理把握市場規律及銷售節奏，創造更高的經濟效益；
此外，把握好WTI與國內LPG價格走勢的數量關系，通過價格延遲影響時間及影響幅度，結合實際經營情況開展國內及國際LPG貿易，精確計算，合理配置LPG資源，并進行盈虧分析及風險評估，科學有效開展貿易。
參考文獻：
[1]夏麗洪.油價走高推動國產液化氣地位提升――“2006年中國液化石油氣國際會議”綜述[J].國際石油經濟，2006，14（3）.
[2].
工業分析與檢驗論文范文6
[論文關鍵詞]城鎮化率；產業結構升級；西南地區；VEC模型；Granger因果關系
本文研究的中國西南地區是指按照行政規劃劃分的云南、貴州、四川、重慶、三省一市一區，該地區地理位置偏遠，土地貧瘠，貧困人口多，經濟結構復雜，包括了正在形成和發展的成渝經濟圈、三峽庫區、川南資源聚集區以及廣大少數民族聚居地。隨著我國西部大開發的推進，西南地區城鎮化水平有了大幅提高，但與全國相比還有一定的差距。作為一個發展中國家，工業化和城鎮化始終是我國經濟發展的兩大主題。論文百事通西南地區城鎮化研究對于整個中國城鎮化的區域差異研究意義重大。
1867年西班牙工程師A．Serda在《城市化基本理論》一書中首先使用了Urbanization的概念。隨后，世界各國都開始廣泛關注這項經濟指標。代表人物有，德國經濟學家馮?杜能(VonThunen1826)的農業區位理論。德國經濟學家韋伯(We—berl909)的工業區位理論。法國佩魯(Perroux1955)認為“增長極”理論。該理論比較符合區域經濟不平衡發展的客觀實際，主要強調產業間的聯系，而忽略了對經濟增長的空間演化機制的分析。我國在這一領域的研究起步較晚。在我國，一般使用“城鎮化”來代替這一指標，蔡孝箴(1990)指出城市化道路的區域差別，不同地區的城市發展不平衡。不同地區的城市發展都應遵循“成本一效益”分析原則，由于各自的自然、社會、經濟條件和發展階段不同，發展的方針也有所區別。辜勝阻(1993)論述了中國城鎮化的區域差異及其區域發展模式，分析三大地帶、六大區域、30個省區的城鎮化差異，得出中國西部城鎮化的主要模式為自生型城鎮化、非農化模式。王嗣均(1996)等人直接提出區域城市化，并就中國城市化區域發展和省區城市化進程做了深入研究。周凱、劉輝鋒(2006)指出目前區域與城市的發展現狀表現出明顯的模塊系統特征。
盡管國內外學者對城鎮化與產業結構升級之間的關系做出了積極的探索，但是更多的只是從理論上研究二者之間的關系，并且角度比較宏觀。本論文在借鑒已有理論研究成果的基礎上，充分注重中國西南地區的區域特征，借助現代計量經濟學中的非平穩時間序列分析方法，對理論上的中國西南城鎮化與產業結構升級之間的關系進行驗證和定量描述。
一、城鎮化與產業結構升級的實證研究：方法、數據與檢驗
(一)分析方法與檢驗模型
本文采用現代計量經濟學中的非平穩時間序列分析方法。向量誤差修正模型(VectorErrorCorrec-tion，VEC)VAR模型是使用模型中的所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸，是一種非結構化的多方程模型，用于預測相互聯系的時間序列系統及分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。向量誤差修正(VEC)模型，是在非平穩數據具有協整關系的基礎上建立的，是對于VAR模型的修正。其模型一般形式為：
其中表示變量的一階差分，ecmt一1是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，系數向量僅反映變量之間的均衡偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態時的調整速度。所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響。本文在對城鎮化發展和產業結構升級的變量數據進行平穩性的單位根檢驗的基礎上，通過協整分析，建立向量誤差修正模型，從而考察兩者之間的關系。
(二)指標選取與數據來源
本文采取1978—2006年度數據，城鎮化率指標代表城鎮化發展水平，即城鎮人口與總人口的比值來表示，記為URt；以二三產業產值之和占GDP的比重來衡量產業結構狀況，記為INSt。這里對數據進行以下說明：1．西南地區數據是由、云南、貴州、四川、重慶各省、市、自治區加總而來的，數據均來自各省市統計年鑒及作者的計算。2．由于受行政區劃的影響，川渝兩地的數據在1997年以前的直接采用四川省數據，1997年之后采取兩地數據的總量指標。3．云南、貴州兩省的城鎮人口統計口徑在2000年發生了變化，為了消除不規則要素的影響，揭示經濟發展中的客觀變化，將云南和貴州兩省2000年以后的數據采用移動平均的方法加以預測。
(三)單位根檢驗
將整理所得數據分別取對數，以期在消除異方差的同時不改變函數的單調性，記為LnURt，LnINSt。首先對變量的時間序列進行單位根檢驗。采用AIC和SC最小原則，加之Likelihood判斷，得出LnURt和LnINSt的最佳滯后期為3。利用Eviews5．0進行單位根(ADF)檢驗。
可以看出，變量LnURt和LnINSt的原始系列是非平穩的；ALnURt和ALnlNSt，ADF的絕對值值大于1％置信水平下臨界值的絕對值，表明在99％的置信水平下認為都不存在單位根，為一階單整。記為huRt～I(1)、LnINSt—I(1)。
(四)協整檢驗
通過跡(Trace)檢驗和最大特征根(MaximumEigenvalue)兩種檢驗方法對變量進行協整檢驗。
從檢驗結果中可以得出，在5％的顯著性水平下，滯后2期時存在一個協整向量，表明中國西南地區的城鎮化和產業結構升級之間存在某中長期穩定的關系。括號中的數值為T檢驗量，可以看出在5％的水平下，該方程通過檢驗。
(五)VEC模型建立
根據前文所述的向量誤差修正模型構建本文的VEC模型：
上面估計的VEC(2)模型，方程(3)和方程(4)下面括號中的數值依次為各系數的t統計量檢驗值。顯然，上述兩方程中所估計的系數大部分在統計上達到顯著。同時方程不存在異方差和自相關，殘差序列具有平穩性且J—B檢驗(P=0．40)表明在5％的顯著水平上，回歸殘差序列均滿足正態性，方程整體擬合度較高，且模型通過平穩性檢驗。同時VEC模型AIC和SC的值分別為-7．13和-6．45，滿足模型有效性的要求，模型整體解釋力較強。
(六)Granger因果關系檢驗
我們采用格蘭杰因果檢驗方法檢驗各變量之間的因果關系，檢驗結果如表3(滯后期為2期)。
從因果檢驗關系來看，在中國西南地區，產業結構升級不是城鎮化率提高的原因，城鎮化提高時產業結構升級的原因，二者之間存在單向因果關系。這里有必要結合中國西南地區的具體情況做進一步的原因闡釋。
二、相關結論與政策建議
