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篇1

英語專業本科畢業論文是一個將學習、實踐和創新相結合的過程，是對英語專業學生4年所學英語知識和言語技能的全面檢驗，也是對學生綜合運用所學知識分析問題和解決問題能力的考核。對于學校來說，畢業論文是對學生綜合素質與培養效果的全面檢驗，可以說，畢業論文質量的高低是一所高校教育教學質量的直接反映。因此，提高畢業論文質量是高等學校教學改革的重要任務之一，必須引起足夠的重視。

一、畢業論文質量滑坡的原因分析。1、就業的沖擊。目前人才交流市場對畢業論文的撰寫工作沖擊最大。而面對愈來愈嚴峻的就業形勢，很多學生在第7學期就開始找上作，正常的教學、學習秩序受到干擾，學生的主要精力開始偏離，學習成績下降。第8學期一開學應是本科學生開始進入畢業論文的關鍵時刻，也是整個大學學習的一個非常重要的時期。但是，這個時期也是畢業生求職擇業的高峰期。擇業的巨大壓力使得學生不得不把主要精力放在尋找就業單位上，因此求職擇業對學生在校學習和人才培養的沖擊已經到了極其嚴重的地步，應該引起高度重視。2、規章制度不健全。對指導教師的指導工作沒有提出明確、具體的要求，無要求更無檢查；缺乏對畢業論文全過程的有效監控機制。3、指導教師精力投入不足。指導教師從擬定畢業論文題目到畢業論文寫作結束，其精力投入程度也直接影響到畢業論文的質量。目前，英語專業教研室的教師已經承擔了大量、繁重的教學任務，其他時間還要用于科學研究和自我充實。精力和體力的原因，使部分教師指導畢業論文的時間較少、精力不夠。4、學生重視不夠。由于用人單位在選聘畢業生時，很少考慮畢業論得如何，學生由此認為畢業論文對就業的影響不大，忙于擇業又沒有更多的精力顧及，因而對畢業論文不夠重視；有的學生認為工作已經落實，畢業論文成績無關緊要，應付了事，東拼西湊，甚至抄襲而成，論文質量可想可知。

二、提高畢業論文質量的措施。1、提高認識。提高對畢業論文的認識是提高畢業論文質量的前提，要通過現代教育思想的學習和教育，使教師和學生明確畢業論文的教學與教育功能，認識到：畢業論文是高校教學計劃的重要組成部分，它與其他教學環節彼此配合，相輔相成，構成一個完整的教學體系，而它的實踐性和綜合性是其他教學環節所不能代替的。從更深層的意義來講，畢業論文不僅僅是一個實踐教學環節，它是高校實現人才培養目標的重要手段，是學生學習深化與升華的重要過程，是對學生進行科學教育、培養探求真理精神，提高學生科研與工程訓練能力、分析問題和解決問題能力的有效途徑，也是培養學生優良的思想品質、責任感、使命感和進行綜合素質培養必不可少的教學環節。2、加大管理力度，制定和完善與畢業論文相關的各類規范。遵循教育規律，建立和完善畢業論文的規范化要求，加大管理力度是提高畢業論文質量的基礎性工作和根本保證。針對畢業論文工作有完整的工作規范和系統的管理制度，有切實可行的質量評價標準。先后完善了《西安工業大學外國語學院英語專業本科畢業論文工作程序及進程安排》、《西安工業大學外國語學院英語專業本科畢業論文規范》，制定了《西安工業大學外國語學院英語專業本科畢業論文選題指南》、《西安工業大學外國語學院英語專業本科畢業論文指導教師職責及相關規定》。3、在教師方面，選拔對工作高度負責、教學和學術水平較高、科研能力強、有實踐經驗的教師任指導教師，并對指導工作有具體、規范的要求。《西安工業大學外國語學院英語專業本科畢業論文指導教師職責及相關規定》對選題、指導、定期檢查、評分、答辯、總結等各環都明確的規定。要求論文指導教師和評閱教師嚴格按照《西安工業大學畢業設計（論文）開題檢查表》、《西安工業大學畢業設計（論文）中期檢查表》、《西安工業大學畢業設計（論文）外文資料翻譯評價表》、《西安工業大學畢業設計（論文）指導教師評分表》中的評分要素，逐項逐條地對學生的論文和答辯情況進行評分，在對論文質量和答辯過程中，對學生論文中知識的掌握程度、語言表達能力和邏輯思維能力綜合衡量后，給出論文答辯成績。4、畢業論文后期文檔應該科學、規范管理。對于畢業論文的后期文檔管理工作，建議由專人負責制。包括收集答辯過程中的一手資料，按照答辯名單和順序，收繳畢業論文設計，包括打印版和電子版，并按年級和班級歸類成論文設計集，并要附有編號和目錄、頁碼，刻成光盤長期保管。對于被評為優秀的論文，可匯編優秀論文集，起示范作用。并將這些資料和往屆畢業論文分類保存，以便后面的復查和借閱。

結論：總之，英語專業本科畢業論文是整個英語本科教學體系中綜合性最強的一個環節，與英語專業培養目標密不可分，它使學生通過在整個大學本科教育期間的知識積累和專業能力訓練，從而獲得從事科學研究工作的初步技能和素質。它需要學生在整個大學教育期間的知識積累和言語技能訓練，需要指導教師的資深引導，也需要科學、規范的管理制度作保障。因此，英語專業本科畢業論文質量的提高，與論文教學管理的科學化、制度化、規范化是密不可分的。院系應該從教學管理的角度去觀察、分析和研究問題，有效實施教學管理的改革，確保高質量人才培養目標的實現。

作者單位：西安工業大學外國語學院

參考文獻：

篇2

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

篇3

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篇4

盡管在進行畢業論文工作開始前，制定了關于畢業論文的選題、選材、開題、撰寫、格式要求、過程安排、答辯評分等通知規定，但是在實際操作執行過程中，也就在形式上檢查論文的格式是否規范，開題報告是否符合要求，表格填寫是否完整，答辯程序是否完成。一些高職院還沒有意識到畢業論文在教學工作中的重要地位，對提高教學質量的重要作用。缺少可行的，嚴格的論文指導、評審、答辯的硬性制度的約束。論文質量的好壞主要看結構是否合理、論點是否正確新穎、論據是否充分等，對于這些要求不同的導師有不同的判斷標準，很難進行統一，在進行質量監控體系中就很難達到預定的目標[2]。畢業論文的考核功能不能真正的發揮作用，缺乏科學有效的質量監控機制。

3提出建議

（1）選題聯系就業崗位鼓勵學生結合就業崗位（群）工作實際確立選題，并開展綜合畢業實踐工作。職業教育發展的根本宗旨是“就業為導向”，畢業論文圍繞就業崗位（群）工作進行命題，確定訓練內容和任務要求，進行真題真做，擺脫以前“圍繞文獻資料團團轉，畢業論文紙上談兵，假題假做、內容空洞”的現象[1]。以染整技術專業畢業論文為例，首先走訪鹽城及其周邊地區印染企業的調研和召開專業建設指導委員會，確定操作工、打樣員、檢驗員、染整工藝員、生產主管、技術主管等崗位為適合高職教育培養層次的典型崗位。然后通過調研分析，總結出各典型崗位的典型工作任務。例如：操作工是染整生產工藝實施、打樣員是仿色打樣前半制品的檢驗、檢驗員是印染產品質量檢驗與控制、染整工藝員是染整工藝的制定、生產主管是染整工序生產組織與管理、技術主管是染整工序生產技術管理。第三，召開生產一線已畢業的高職畢業生實踐專家研討會，要求各位畢業生從自身職業成長規律分析、羅列工作任務，再和我們專業老師提煉典型工作任務，形成專業核心課程體系，確立知識與能力目標。最后，結合企業招聘信息、校企交流、政府工作報告、地區發展規劃等掌握具體情況設計畢業論文題目，將企業實際項目引入畢業論文為使畢業論文突出真實性和實踐性，在必備理論知識的基礎上，強調實戰性的項目任務式畢業論文模式[3]。由企業提供實際項目作為考核命題，參與指導學生，充分體現畢業論文的實踐性。

（2）指導采用雙導師指導學生

由于指導老師大多是從學校到學校，學歷高、科研能力強，但是實踐經驗有限，而且指導老師不可能對每一個題目內容一開始就很熟悉，所以老師和學生之間還需有一個磨合期，在有限的畢業論文階段，時間、精力、能力有限。我系染整技術專業從去年開始實行雙導師指導學生，學生根據預就業崗位選擇校內指導老師和企業指導老師各一位。學生在進入畢業實習階段，在就業崗位上對專業知識有自己的心得體會，對于已經找到實習單位的學生，經學校審核后，自行選擇適合工作崗位的畢業論文課題，在實習崗位上選擇一位高級職稱的技術人員作為企業指導老師。由于學生選擇的課題緊貼就業崗位，有的可能還是企業急需解決的問題，學生的主動性，興趣濃，具有操作的可行性和操作性。而且，企業指導老師既是老師又是師傅，遇到問題，老師就在身邊，天時地利人和，將畢業論文與實習有機結合[4]。這樣可以讓學生的能力得到充分的鍛煉，而且發揮了學生的主觀能動性，變成了我要學，提高了學生的專業知識，強化了學生的專業技能，最大限度地激發學生的積極性、主動性、創造性。再加上校內指導老師理論知識和格式的要求指導，畢業論文質量將會大幅度提高。

（3）加強過程管理

加強對學生畢業論文過程管理。指導教師定期檢查學生的工作進度和質量，與學生進行交流、討論、答疑和指導，要求學生每周匯報小結，每天寫論文工作日記。每位指導教師所指導的學生人數應適當，對學生的指導時間每周應不少于4小時。對實驗指導，指導老師也要發揚專業團隊精神，共同指導，實行團隊專任老師實驗室輪流值日指導，實驗設備使用事先預約，合理安排畢業論文實驗時間，爭取實驗資源最大利用率。指導教師要重視對學生獨立工作能力、分析解決問題能力、創新能力的培養，注重課題方案設計思想和基本科學研究方法的指導。

篇5

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。

[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。

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[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..

篇6

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

-2.63

是

注：檢驗形式(C協整檢驗，T，P)分別表示單位根檢驗方程包含常數項、時間趨勢項和滯后階數；**表示在三個臨界值的顯著性水平上不能拒絕非平穩假設。

（四）協整檢驗

在現實生活中我們會發現，雖然有一些經濟變量本身是非平穩序列，但它們的線性組合卻可能是平穩序列，這種線性組合反映了它們之間具有非常密切的長期均衡關系，稱為協整關系。根據Engle和Granger在1987年提出的協整理論，檢驗因變量和解釋變量之間是否存在協整關系主要是檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。

使用Eviews5.0軟件對模型回歸估計，得到

lnYt=-0.480226+0.098838*lnFDIt -0.214771*lnREERt +

（-0.631779） （5.733194） （-1.596416）

R2 =0.73299對殘差= lnYt+0.480226-0.098838*lnFDIt+0.214771*InREERt 進行單位根檢驗，結果如下：

ADF統計值

-3.740000

1%臨界值

-2.66072

5%臨界值

-1.95502

10%臨界值

-1.60907

檢驗結果顯示，殘差序列拒絕原假設，序列不存在單位根，因此可以確定序列是平穩序列，lnYt與lnFDIt、lnREERt之間存在協整關系，即福建省出口貿易結構與FDI、人民幣實際有效匯率之間存在長期均衡關系。

四、結論與政策建議

本文以1985年至2010年的年度數據作為樣本區間．實證研究了人民幣匯率和FDI對福建省出口貿易結構的影響。結果表明：首先，人民幣匯率與福建出口貿易結構為負向關系。人民幣實際匯率每升值1％，以工業制成品衡量的出口商品結構(1nY) 下降約0．21％；由于出口匯率彈性的差異，匯率升值對初級產品的影響可能會大于對工業制成品的影響，這種對于不同類型產品的差異性的“匯率壓力”長期影響可能將改變一國的貿易結構。其次，FDI流入對福建貿易結構升級有正向推動作用。我們了解到，FDI流入每增加1%，貿易結構升級約0.098%；可見外商直接投資的增加對貿易結構升級具有促進作用，且其技術外溢、加快資本積累等作用主要體現在資本技術密集型產品的生產上論文服務。

目前福建省經濟保持較高的增長速度，但主要是建立在高資源能耗的基礎上，整體看來福建省工業過多集中于低端產業，資源使用效率不高，長此以往我省資源利用過度會使得貿易條件不斷惡化。因此，貿易結構升級對我省的經濟發展具有重大的意義。

可以預見的是，在未來的幾年里，隨著人民幣匯率進一步的趨勢性升值，我省出口必然會受到比較大的影響，出口產品競爭力受到嚴峻挑戰。雖然出口企業將面臨巨大的壓力， 但也得到了一個進行貿易結構、產業結構調整升級的一個絕好機會。這種壓力將迫使企業進一步提高產品質量，進行技術革新，提高生產效率協整檢驗，降低生產成本，轉移一些原來僅憑低廉勞動力成本獲取競爭力的產業，放棄一些能耗高、污染大的低端產業，引進技術先進、附加值高、能源消耗少的高端產業。

為促進福建省出口貿易發展和出口貿易結構調整的順利實現，本文建議在制定相關政策時應考慮以下三點：

1.目前，在金融危機尚未完全復蘇的背景下，穩定人民幣匯率對出口恢復具有重要意義。人民幣匯率升值不利于出口的恢復，因此，短期內維持人民幣匯率穩定有助于外貿穩定。但在制定中長期匯率政策時，要逐步適當放寬人民幣匯率浮動的管理幅度，更多地發揮匯率對市場供求的調節、導向作用。

2.由于外商直接投資能夠促進出口貿易商品結構優化和產業結構升級，因此，政府應該繼續加大力度吸引外商直接投資。招商引資的重點應該是能夠促進福建省經濟增長方式轉變的、技術含量高的項目，特別是符合福建省產業政策的、能夠形成產業集聚效應的項目，從而提高福建省的產業競爭力。

3.在產業變革轉型時期，政府應該做好引導工作，提供相應的政策制度環境，支持引導企業大力發展高附加值的資本技術密集型產業，引進先進的生產設備與技術，利用好人民幣匯率升值為資本技術密集型產業創造的良好發展機會，轉變經濟發展方式。

注釋：

①《福建統計年鑒》

②《中國統計年鑒》

參考文獻

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[4]郭晶，洪詩茜，應匯康.人民幣匯率變動對浙江出口貿易結構的影響[J].浙江金融，2010(2).

[5]歐元明，王少平.匯率與中國對外出口關系的實證研究[J].國際貿易問題，2005(9).

篇7

我國工業鍋爐的使用非常廣泛，目前，我國的工業鍋爐最為常見的就是蒸汽鍋爐，該類型的鍋爐主要用在發電和供氣工作中，原料以煤炭為主，其運行的常見形式就是循環流化床鍋爐，就現階段我國經濟發展情況來看，我國是世界上工業鍋爐使用和生產最為廣泛的國家，工業鍋爐在我國的經濟發展中有著極為重要的作用。工業鍋爐是以水為介質進行熱量傳遞與動力的設備，對于工業鍋爐的供熱質量來說，水有著極為重要的作用，由于工業鍋爐使用的水質不同，而不同的水質必然會帶有不同的雜質，如果有些雜質沒有經過特殊的處理就直接進入到工業鍋爐內，那么就會給鍋爐帶來非常嚴重的后果，不僅會導致鍋爐元件腐蝕、爆管、鼓包、滲漏，甚至導致鍋爐爆炸，帶來人員的傷亡，此外，一些含有鎂離子和鈣離子的水進入到鍋爐之后，鍋爐水就會在長期的運行過程中逐漸減少，在鍋爐內部在成水垢，當這下水垢附著在鍋爐內部上，就會導致鍋爐的熱傳遞性大幅降低，導致工業鍋爐的燃料不斷增加，帶來巨大的燃料消耗，因此，從這個層面上來說，水質的情況不盡會影響著工業鍋爐的運行安全，也會影響經濟運行情況以及節能減排的效果。

二、工業鍋爐水質管理的意義和內容

（一）工業鍋爐水質管理的意義

做好工業鍋爐的水質管理工作不僅可以有效的控制鍋爐水中的雜質，消除其中的懸浮物和固體物質，提高鍋爐運行的節能減排效果，也可以增強其運行的經濟性。目前，為了規范工業鍋爐管理工作的質量，減少鍋爐中的水垢，提高運行安全性，國家也頒布了《特種設備安全監察條例》來對工業鍋爐的運行進行規范，此外，國家質檢總局也制定了《鍋爐水處理檢驗規則》以及《鍋爐水處理監督管理規則》，這對于我國工業鍋爐的水質檢查工作的提高有著極為重要的作用，以上的條例和規則不僅規定了工業鍋爐水質處理設備的安裝工作、水質處理的檢驗工作，也規定了水質檢驗工作的具體方法和參考依據，可操作性極強。

（二）工業鍋爐水質管理的內容

工業鍋爐水質管理的內容主要包括以下幾個方面：

1.鍋爐水質的檢測工作

水質的檢測是工業鍋爐水質管理工作中一項非常重要的內容，要了解水質中的雜質含量以及雜質情況是否符合標準規范的要求，相關工作人員就必須對鍋爐的水質定性定期的檢驗，在檢驗過程中，要嚴格遵照國家制定的標準和原則，采用正確的分析手段和處理措施進行，一般情況下，對于鍋爐檢測人員，國家有著較為嚴格的規定，必須要求相關檢測人員持有國家質監部門頒發的特種設備作業人員證書，在工作中必須秉承持證上崗的原則，在對水質進行化驗和分析的過程中應該將取樣次數保持在兩小時一次，這樣，才能夠全面的檢測說工業鍋爐中水質的質量，對司爐人員的改進工作提出正確的建議。

2.鍋爐水質的處理工作

在檢測好鍋爐水質的情況之后，就要做好水質的雜質處理工作，一般情況下，工業鍋爐中的雜質包括鎂、鈣硬度鹽等，為了保證鍋爐在運行的過程中可以達到規定的供熱性和安全性，我們通常會使用化學和物理兩種防止進行雜質的處理，該項工作要求工作人員在處理的過程中要細致、耐心，這項工作的質量直接影響著工業鍋爐運行的安全性。

3.鍋爐排污的控制

鍋爐水在長期的運行過程中會在內部蒸發濃縮，此外，在鍋爐水的運行過程中我們常常要添加定量的藥劑，因此，其雜質的含量要遠遠的高于供給水的雜質含量，因此，必須根據工業鍋爐的實際運行情況定期的將內部的污水排出，將鍋爐水的雜質含量控制在規定的范圍內。

在這三項工作中，鍋爐水質的處理工作是工業鍋爐水質管理工作中最為重要的內容，而水質的檢測以及鍋爐排污工作則是水質處理工作的前提條件和后續保證，在實際的工作過程中，必須要認識到三者之間的正確關系，將其緊密的銜接起來，才能使工業鍋爐運行過程中的水質情況達到理想的要求。

三、工業鍋爐水質管理方式

為了加強工業鍋爐水質管理的質量，在進行水質處理工作時，可以按照以下的方式進行：

（一）水質的處理要嚴格遵循標準規定

上文提到，為了規范工業鍋爐的水質管理，國家已經出臺了《特種設備安全監察條例》、《鍋爐水處理檢驗規則》以及《鍋爐水處理監督管理規則》，這也是我們進行水質管理工作時必須要遵循的準則，只有遵循相關標準規范的要求，實事求是的進行水質的處理和監測，才能保證工作的規范性，才能達到水質管理的實際目的。

（二）水質的處理要遵循最佳水源的取水原則

工業鍋爐在工作的過程中可以使用不同種類的水源，湖水、河水、自來水、井水等都屬于取水的范疇內，為了保證工業鍋爐的水質，在取水的過程中我們必須遵循最佳水源的取水原則，為此，必須要全面了解鍋爐的型號、品質要求以及蒸汽壓力的要求，此外，還要做好湖水、河水、自來水、井水等水源的對比工作，篩選出水質情況優良的水源，看哪些水源符合工業鍋爐的供水標準。一般情況下，我國的湖水、河水以及庫水的含堿量和硬度都要相對較低，井水和深井水的含堿量和硬度都會比較高，相關單位在選擇水質時要綜合各方面的情況，優先選擇水質情況最好的水源，如果在選擇的過程中遇到硬度低、堿性大的水源，在應用前就必須要做好脫堿和除鹽的工作，保證鍋爐的良性運轉。

（三）水質的選擇和處理要遵循用戶至上的原則

工業鍋爐提供的熱量是為了滿足用戶的需求，其提供給的熱水、過熱蒸汽和飽和蒸汽可以滿足發電、供熱以及動力等不同的需求，為此，供熱單位在實際的工作中必須要對用戶的需求進行全面的調查和分析，了解其對供熱的需求，從未計算出其對鍋爐水質的需求，一般而言，如果用戶的需求主要是發電，那么這種情況對鍋爐水質的要求就會非常嚴格，對鍋爐蒸汽的品質要求也較高，水質處理工作就會較為復雜；如果用戶的實際需求是供暖和動力源，那么對水質的要求就會相對較低，對鍋爐蒸汽的要求也不高，水質處理工作也就較為簡便。

（四）水質的選擇和處理要嚴格遵循節能的原則

在工業鍋爐的實際運行過程中，防硬除垢，安全運行是其運行過程中最為重要的原則，因此，對于工業鍋爐來說，不管其供熱的目的是為何，都應該將遵循節能的原則，為此，供熱單位必須要不斷改進現階段的鍋爐供熱技術，將新技術和新科技利用在鍋爐運行中來，提高水垢的處理效率，保證工業鍋爐能夠實現良性的運行，能夠在運行的過程中將熱效率的傳達發揮至最大化，將排污熱的損失控制在最小。遵循節能的原則不僅能大幅提高工業鍋爐運行的經濟性和安全性，也可以為用戶提供質量較高的熱能，達到兩全其美的效果。

參考文獻：

【1】何軍：工業鍋爐水質監督與管理[期刊論文]，民營科技（管理縱橫），2012（04）：12

【2】白龍：工業鍋爐水質監督與管理[期刊論文]，知識經濟，2011（07）

篇8

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

篇9

河南工業大學糧油食品類專業具有鮮明的專業特色和行業優勢，學校始終將特色專業建設與提升放在首位。為支持河南省加快建設中原經濟區，鞏固提升農業基礎地位，保障國家糧食安全，發展主食工業化，河南工業大學糧油食品特色專業的人才培養質量工作面臨新的挑戰，即培養面向國家和社會需要的創新型、工程應用型人才。為了滿足食品工業發展對人才的需求，培養新形勢下的應用型人才，使學生的專業技能和實踐能力大大提高，我們以提高糧油食品類專業工程能力為目的而對實踐教學進行了改革和探索。

一、實驗教學的改進和完善

傳統的實驗教學屬于灌輸式教育，沿用傳統“授人以魚”的方法，由教師在黑板上寫出實驗目的、原理、方法和步驟等進行講解，學生按照教師的思路按部就班、機械地完成操作，不去思考研究實驗構思、實驗配方的改進和實驗工藝流程、操作條件的確定。這種教學形式僵化，學生雖然參與了實驗教學活動，但只是生搬硬套，為結果而進行所謂的強化訓練，實質上是處于被動接受的狀態，缺乏學習的主動性和積極性，沒有創新意識和創新精神，對培養學生的實踐能力、觀察和思維能力、分析和解決問題能力等方面都受到很大限制。

針對以上問題，我們從實驗內容上進行了改革，將單一的驗證性實驗改為基礎性實驗、設計性實驗和綜合性實驗等， 力求達到實驗內容的多樣性、綜合性、設計性、可選擇性，不僅豐富了實驗內容， 還有利于培養學生的實踐能力，激發學生的思維活動，提高學生探索新問題的興趣、認識事物的綜合能力以及研究問題的能力，真正對學生的科研能力和綜合素質起到了很好的鍛煉作用。改革后的實驗教學無論是基礎實驗還是綜合實驗在教學模式上都不同于以往，改變了只進行呆板的實驗教學操作的傳統模式。基礎性實驗中，注重實驗過程， 淡化實驗結果。同一實驗內容給不同小組安排不同的原料、配方和工藝參數，使學生在一個單元時間內可以接觸到更多的信息。根據學生的操作情況和學生提問進行指點和答疑，向學生說明該實驗適用于的科研和工程實踐，培養學生的科研思維和工程意識，引導學習的遷移。

以強化學生動手能力、提高學生綜合素質為目的，充分以學生為主體，開設綜合性和設計性實驗。由5-6個人組成一組，在教師指定的范圍內自選課題，通過查閱資料自行完成實驗方案制定，并從實驗原料準備到產品的生產、品嘗、檢測，均由學生自主完成，教師及時對學生遇到的問題進行啟發和提出建議。學生在完成一個產品的設計、研發、生產全過程的同時，不僅提高了實驗水平，還親自制作出了美味的食品，真正感受到了從事食品加工的樂趣，大大激發了學生學習食品專業的信心，對培養學生的思維能力、動手能力和主動性具有重要意義。

二、生產實習的改革與創新

生產實習是糧油食品類專業實踐教學的中心環節，是鍛煉學生實際工作能力、培養應用型人才的根本保證。為此，我們從時間、地點、內容、教學手段和方式等方面對生產實習環節進行了改革和創新，主要體現在：一是實習周期的延長，為學生深入工廠、熟悉和掌握所學專業知識提供了充足的時間；二是實習地點和內容更加多樣化，根據理論課程學習及專業發展的需求，安排學生先后到不同加工廠進行實習，安排教學一線的骨干教師隨隊駐地指導，將學生課堂所學的全部理論知識在實踐生產中進行全面強化；三是實踐教學方式轉變，從觀摩轉變為現場教學，從靜態教學轉變為動態教學，從講授式授課轉變為啟發、探究式教學。另外，與多家現代化食品企業和科研機構合作并簽訂實習基地協議，進行校外實習基地模式的改革與創新，走教學、科研、生產相結合的道路，實現高校教學與企業生產的結合，加快高校科技成果的轉化。在實習基地配備了學生實習專用教室，并通過與企業聯合培養人才的模式，聘請了生產管理經驗豐富的多位企業導師，指導學生實習，部分企業承諾實習期間為學生安排如篩理設備檢修，提高學生對設備的認識。

通過生產實習環節的改革，用企業的工程環境，切實提高了實踐環節的教學質量，確保了實踐教學的效果，直接培養學生的工程能力，對于促進創新型人才的培養十分有益。

三、畢業設計（論文）的加強和提高

畢業設計（論文）是總結性實踐教學環節，是對學生在校期間所學知識的簡要回顧和總結，也是檢驗學生工程設計能力的重要手段，能使學生綜合應用所學的各種理論知識和技能，對其能力的培養和提高有著重要的影響。工科專業特別是特色專業畢業設計（論文）指導思想必須大力倡導培養大學生的實踐能力，使畢業設計（論文）與生產實際相結合，克服傳統工科教育“理論脫離實際”的弊端。針對以往的畢業設計（論文）實踐教學中專業特色強化不足與工程實踐能力有待提高等問題，構建了以提高畢業生工程實踐能力、培養卓越工程師為目標的畢業設計（論文）的產學結合模式，重點進行校企結合畢業設計（論文）的模式研究與實踐：以學校教師為主的校企模式探討和以企業為主、學校教師結合模式探討和研究。以學校教師為主的校企模式主要探討在教師指導下結合企業技術創新實際而進行的畢業設計（論文）模式創新；以企業為主、學校教師結合模式主要研究以企業急需技術創新為目的、現場解決企業技術難題的畢業設計（論文）模式。通過在畢業設計（論文）過程中實施該模式，不斷創新和改革實踐教學體系，有效增強了學生的工程實踐能力和科技創新能力。

四、小結

通過對實驗教學內容進行改進和完善，對生產實習進行改革和創新，對畢業設計（論文）進行加強和提高，有助于提高糧油食品類專業工程能力，培養滿足社會需求的高素質應用型人才。

參考文獻：

篇10

一、SAS方程擬合

（一）模型建立

論文采用對數模型：lnY=β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+μ

其中，Y代表各城市PM2.5的數值，X1代表城市面積，X2代表城市人口數，X3代表機動車輛的數量，X4代表城市工業增加值，μ代表常數。

通過查閱搜集了各城市2013年的因變量PM2.5以及四個解釋變量的原始數據。考慮到有些數值太大不便于后文的分析，則以紹興數據為基準，定量100，由比例得其余各城市的數據相對值。北京采用車輛限行，取相對值的五分之一。原始數據和標準化數據匯總得到表1：

（二）方程擬合與計量經濟學檢驗

用SAS軟件進行方程擬合，擬合結果如下：

lnY=-0.11722lnX1-0.03136lnX2+0.23685lnX3+0.08010lnX4+3.42667

（0.0079） （0.5714） （0.0028） （0.0613） （<0.0001）

F=240.45，R2=0.9948，R2=0.9907

其中，變量X1前的系數β1的估計值為-0.11722，其對應概率為0.0079，小于顯著性水平0.05，說明β1與0有顯著性差異。而β2與0沒有顯著性差異，β3、β4、μ和0有顯著性差異。考慮剔除系數與0差異化最小的X2，用X1、X3和X4重新擬合方程，得結果如下：

lnY=-0.11668lnX1+0.22010lnX3+0.06948lnX4+3.39109

（0.0041） （0.0004） （0.0410） （<0.0001）

F=358.36，R2=0.9945，R2=0.9917

采用拉格朗日乘數檢驗，得到擬合模型的最終結果：

lnY=-0.11668lnX1+0.22010lnX3+0.06948lnX4+3.39109

由結果可知，PM2.5主要由城市面積大小、機動車數量和工業增加值決定。

二、正交試驗設計分析

（一）直觀分析

選取上頁表1中PM2.5最低的兩個城市和作為標準的城市，把這三個城市的數據作為因素的水平，用L9（3*4）正交表處理，數據表格如下：

表2 實驗數據表

因素X1，均值和極差為：k1=39.81，k2=40.67，k3=42.84，極差=k3-k1=3.03

因素X3，均值和極差為：k1=31.69，k2=32.73，k3=54.45，極差=k3-k1=22.76

因素X4，均值和極差為：k1=33.68，k2=40.33，k3=44.88，極差=k3-k1=11.20

極差最大的那一列是要考慮的主要因素。直觀分析可知，因素X3的極差最大，也就是說造成三個城市間PM2.5出現差異的最主要因素是機動車輛數量。

（二）方差分析

1.各因素離差平方和

各因素離差的平方和反映了因素水平變化時所引起的試驗結果的差異。

QX1=14 184.82，QX3=15 120.93，QX4=14 325.20

P==14 134.83

SX1=QX1-P=49.99，SX3=QX3-P=986.10，SX4=QX4-P=190.37

2.總離差平方和：QT=x2k=15 364.3091，ST=QT-P=1 299.47

3.實驗誤差的離差平方和：SE=ST-SX1-SX3-SX4=1.01

4.自由度：fX1=fX3=fX4=3-1=2，f總=9-1=8，fE=f總-fX1-fX3-fX4=2

5.均方值MS：MSX1==24.995，MSX3=493.050，MSX4=95.185，MSE=0.505

6.F值：FX1==49.49505，FX3==976.3366，FX4==188.4851

三個因素的F值都大于臨界值F0.05（2，2）=19.000，說明三個因素對PM2.5都有顯著影響，又因為976.3366最大，所以城市機動車數量對PM2.5的影響最大。使得PM2.5達到最小值的最優組合是X11X31X41，也就是拉薩的數據。

三、結論

論文主要講述了PM2.5的一種分析方法，通過分析PM2.5的來源、尋找數據、擬合分析方程，最終得到結果，給如何減少PM2.5提供理論上的依據。

從論文的最終結果來看，對PM2.5影響最大的是城市的機動車數量，其次是城市的工業增加值的影響，最后是城市面積大小對PM2.5的影響。考慮到城市面積和另外兩個因素相比影響較小，以及社會成本問題，應優先處理前兩個因素。

參考文獻：

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[2] 陳魁.試驗設計與分析[M].北京：清華大學出版社，1995：31-35.

[3] 中國國家統計年鑒[K].

[4] 劉峰，喬靜然，李飛.部分線性單指標模型的序列相關性檢驗[J].重慶大學學報，2012，（3）：20-22.

[5] 龐善起.正交表的構造方法及其應用[M].成都：電子科技大學出版社，2004：34-40.

[6] Cook R D，Reid N .Parameter ortrhogomality and approximate in regression.Ann-Statistic，1987，（49），15-39.

Statistical Analysis of the PM2.5

GUO Kang，MENG Xian-yun

篇11

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。

篇12

根據國家標準GB/T6538——1944及國際標準ISO8402——1994規定，質量的定義為：反映實體滿足明確和隱含需要的能力的特征總和。質量管理（QualityManagement）的定義是，確定質量方針、目標和責任并在質量體系中通過諸如質量計劃、質量控制、質量保證和質量改進等實施的管理職能的所有活動。質量保證（QualityAssurance）的定義為：為了提供足夠的信任表明質量要求，而在質量體系中實施并根據需要進行證實的全部有計劃，有系統的活動。質量控制（QualityControl）的定義是：為達到質量要求所采取的作業技術和活動。質量體系（QualitySystem）的定義是：為實施質量管理所需的組織結構、程序、過程和資源。

80年代后期以來，計算機支持的自動化的質量系統在世界范圍受到廣泛的重視，被認為是提高企業市場競爭能力的重要途徑，對制造企業在戰略和策略上均有十分重要的意義......

目錄

摘要3

Abstract3

第一章概論3

1.1計算機輔助質量管理系統概要3

1.2寧波華翔集團CIMS應用示范工程中的質量管理系統4

1.3論文的組織5

第二章第二章計算機輔助質量管理的基本構成6

2.1系統模塊圖6

2.2模塊關系說明6

第三章計算機輔助質量管理的系統分析7

3.1質量文件管理7

3.1.1質量文件制定7

3.1.2質量文件更改8

3.2質量檢驗與試驗10

3.2.2原材料檢驗10

3.2.3外協件檢驗11

3.2.4試制新品檢驗12

3.2.5在制品檢驗13

3.2.6成品檢驗13

3.3質量管理與控制13

3.4計量器具管理14

3.4.1計量器具采購14

3.4.2計量器具領用15

3.4.3計量器具周期檢驗15

3.5質量綜合統計分析16

第四章計算機輔助質量管理的系統設計17

4.1編碼規則17

4.1.1質量文件編碼17

4.1.2生產和檢驗編碼18

4.2計量器具管理模塊20

4.2.1模塊功能20

4.2.2模塊功能實現20

4.3質量文件管理模塊27

4.3.1模塊功能27

4.3.2模塊功能實現27

4.4質量檢驗與試驗模塊28

4.4.1模塊功能28

4.4.2模塊功能實現29

4.5質量管理與控制模塊31

4.5.1模塊功能31

4.5.2模塊功能實現31

4.6質量綜合統計分析模塊34

4.6.1模塊功能34

展望與總結34

參考文獻34

致謝35

參考資料

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篇13

1.1 HACCP體系的概念及原理

HACCP是Hazard Analysis and Critical Control Point的英文縮寫，一般中文譯為“危害分析與關鍵控制點”。國家標準《食品工業基本術語》GB/T15091-1994對HACCP的定義為：生產（加工）安全食品的一種控制手段；對原料、關鍵生產工序及影響產品安全的人為因素進行分析，確定加工過程中的關鍵環節，建立、完善監控程序和監控標準，采取規范的糾正措施[10]。可見，HACCP體系是一種通過分析、確認生產過程中可能發生的危害，采取充分的預防性措施，對可能影響最終產品質量的關鍵步驟進行重點控制，從而確保產品質量的一種系統方法[11]。該體系強調的是過程管理原理，主要包涵三大內容：一是危害分析（Hazard Analysis），二是確定關鍵控制點（Critical Control Point），三是建立關鍵點監控體系。

1.2 HACCP體系的啟示

HACCP體系帶給人們諸多的啟示：一是“未雨綢繆，防患于未然”。HACCP是一種控制食品安全危害的預防性體系而不是最終結果的反應性體系，中間過程出了問題可以迅速監控并調整，該體系改變了依賴最終成品檢驗的傳統管理模式，做到了防患于未然。可改變目前本科生質量培養過程中事后檢驗的不足，同時也對建立科學合理的質量監控體系具有借鑒意義；二是“教無定法，貴在得法”。HACCP作為行業標準并沒有列出每一種食品生產過程中的潛在危害，因此其危害控制也沒有統一的借鑒模式，這就要求生產企業結專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net合自己的生產流程、工藝技術、設備、人員等方面特點進行質量管理。這有兩點啟示：首先要求不同層次、不同類型的學校對不同專業的培養環節要根據學校定位、學科專業等特點有所區別，不能一刀切；其次質量監控的各層次教育管理主體需要明確自己的責任和義務。只有這樣，才能有效加強教育管理，達到提高培養質量的預期目的；三是“好鋼用在刀刃上，花錢花在裉節上”。HACCP體系與當前其它的質量管理體系相比，主要將精力放在影響培養質量的關鍵點上，而不是在每一個步驟中花很多精力。這樣既可以緩解本科生擴招后資源相對緊缺的現狀，把質量監控集中用于主要問題和切實可行的預防措施上，減少學校或上級監控部門人力、物力和財力的支出，同時又可以使本科生培養過程中的主要環節及主要影響因素時時處于監控之中。

1.3 HACCP體系的移植

部分學者嘗試性地將HACCP運用于教育質量監控領域，如孫健[12]、李姚礦[13]、劉冠卉[14]等分別運用HACCP體系對研究生的培養質量監控進行了思考，但除此之外并沒有搜索到更多的文獻。這一方面說明該體系在教育質量監控中具有可行性，另一方面也說明該領域的研究還需深化，如影響培養質量的潛在危害因素、危害的預防措施、關鍵環節的達標評價等。根據HACCP體系的原理和啟示，筆者將其移植到應用型人才培養質量監控研究中，這里以旅游管理專業為例，建立HACCP體系在人才培養質量監控中的分析框架（圖1）。

在該分析框架中，首先需明確培養流程和質量目標，在此基礎上分析潛在危害和識別關鍵控制點，然后建立質量監控體系，最后對質量目標進行達標評價。

2 HACCP體系的應用

這里主要以旅游管理專業為例，探討HACCP體系在人才培養質量監控中的具體應用。

2.1 培養流程分析

從培養過程來看，旅游管理專業本科生一般要經歷課堂教學、實踐教學、導游資格證考試、畢業實習、學位論文、其他職業資格證考試、畢業答辯等環節，其培養流程如圖2所示。

2.2 關鍵影響因素識別

旅游管理專業本科生的培養過程包括3大培養環節和5大關鍵控制點，其中3大培養環節包括課堂教學、實踐教學（含畢業實習）和學位論文。5大關鍵控制點包括課堂教學的考查、實踐教學的考核、導游資格證的考試、行業資格證的考試、學位論文評審與答辯。3大培養環節的關鍵影響因素分析如下。

1）課堂教學環節。通過對34位旅游管理專業教師的半結構化訪談，讓他（她）們對所列舉的20多項可能影響課堂教學質量的因素進行多項選擇，結果發現課程設置、教學方式、教材質量、教學風氣、教師素質、教學方式、教學資源等7項因素被認為是影響課堂教學質量的主要因素，而課程設置被認為是影響教學質量的關鍵因素，見圖3。

2）實踐教學環節。與其它專業相比較，旅游管理專業的實踐教學有其自身的特點[15]：一是教學內容的綜合性。旅游管理專業實踐教學具有內容綜合性、實習企業多樣化的特點，如實習企業除涉及旅行社、景區、酒店三大行業外還有其它與旅游相關的企業；二是教學形式的靈活性。旅 游管理專業實踐教學一般采取集中和分散兩種形式，并且集中實習主要安排在酒店；三是教學體驗的創新性。旅游管理專業學生通過實踐教學，獲得感性知識和基本技能，綜合素質得到提高，這與個人素質和隱性知識有一定聯系。因此，旅游管理專業在實踐教學安排上，一般有課程實訓、課程設計、學年論文、認知見習、中期專業實習、畢業（頂崗）實習等多層次、多模塊的實踐教學環節。而在這些環節中，畢業（頂崗）實習被認為是最為關鍵的專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net因素。筆者在對湖南某高校旅游管理專業畢業實習的一個調查研究中發現，約有71.4%的學生認為實習過程對專業技能提高較大，實習后有較多的收獲，約有50%的學生論文選題來源于畢業實習，約有40%的學生就業單位即為實習單位[16]。

3）學位論文環節。本科學位論文是通過課程學習、畢業實習后對學生知識、能力和素質的集中展現，是培養結果的一種表現。以筆者所在單位本科畢業論文評分要求為例，本科學位論文質量主要從以下方面衡量：（1）選題質量。如選題符合專業培養目標要求，注重反映解決社會、經濟、文化中的實際問題；（2）文獻綜述與外文翻譯水平。如文獻綜述撰寫規范，外文翻譯符合規定要求，文獻數量符合相關要求；（3）研究水平與實際能力。能熟練掌握和運用所學專業基本理論、基本知識和基本技能分析解決相關理論和實際問題；（4）論文撰寫質量。論文格式符合規范要求，圖表完備，編號齊全等；（5）學術水平與創新。對與課題相關的理論或實際問題有較深刻的認識，有新的見解，有一定的創新。從學位論文質量的評價標準看，導師對學生的指導是學位論文質量的主要影響因素，而其關鍵控制點應是學位論文的評審與答辯環節的控制。

2.3 質量監控體系的構建

1）培養質量監控組織的建立。建立培養質量評價與督導專家組，組員主要由旅游管理專任教師和長期工作在一線、行業經驗豐富的旅游企業從業人員組成，專家組負責對培養過程中的關鍵控制點實施質量評價和監督檢查，定期提出工作報告和工作建議。

2）培養質量監控機制的建立。HACCP是一個持續質量改進的模型，需要建立起監控機制。如在人才培養質量評價過程中，成功的經驗和做法需要加以肯定，并予以推廣，或據此制定執行導則，便于以后工作時遵循，對于失敗的教訓也要總結，以免過失重現，對于沒有解決的問題，應提請下一個循環解決，其監控機制如圖4。

2.4 質量達標評價的多元化

當前本科生人才培養質量評價主體主要是教育管理部門或任課教師，評價內容多以課堂教學內容為主，評價方式為課程考試或專業能力考查，缺乏用人單位、行業組織、學生及家長的參與和監督，教育質量評價結果往往得不到用人單位的認可，造成市場需求與人才供給一定程度的錯位，影響了學生的就業。因此有必要建立多元化的質量評價體系。首先是評價主體的多元化。建立由用人單位、行業組織、學生家長、研究機構等利益相關方組成的多元化評價主體，共同參與人才培養質量評

（下轉第103頁）

價，并將這種結果及時反饋到HACCP體系中；其次是評價內容的多元化。將職業能力、社會聲譽、就業質量、教學管理、企業滿意度、個人發展空間等要素作為衡量人才培養質量的重要指標，逐步形成以學校為核心、教育行政部門為引導、社會參與的多元化培養質量評價體系。

3 結束語

人才培養質量的監控與評價須著眼于整個培養過程，人才培養質量的監控應該具有及時性，就“監”和“控”的關系來說，監是前提，是為教學管理提供可靠的信息；控是手段，調節控制對教學質量有影響的各種因素專業提供論文寫作和寫作論文的服務，歡迎光臨dylw.net，及時解決人才培養中存在的問題。監控結果一定程度上反映了資源投入使用情況，對于不合理的分配，管理者能夠及時做出調整，可以使教育資源最大程度的得到利用。本文借鑒HACCP體系，以旅游管理專業為例，對本科生培養過程及培養質量關鍵要素進行了分析，從理論層面上有利于高校開展應用型人才的培養工作，但對培養過程中所面臨的潛在危害、危害的預防性措施等方面的考察與思考不足，這也將是本研究在未來可以拓展與深化的領域。

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