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篇1

1.1模型的建立[1]

假設土地數量不發生變化，導致經濟增長的因素主要是勞動、資本、和技術進步。又假設經濟發展處于完全競爭的市場經濟條件下，生產要素都以其邊際產品作為報酬，規模報酬保持不變。那么，在時間范圍內，在勞動彈性和資本彈性同步增長的中性技術進步作用下，柯布―道格拉斯生產函數（一定技術條件下投入與產出之間的關系）可以表示為：

其中：為產出量，為技術水平常數，為資本投入量，為勞動投入量，為資本的產出彈性系數，為勞動的產出彈性系數。并且 。

把勞動力分解為初始勞動力與教育投入的乘積，考慮相應的時間，這樣，柯布―道格拉斯生產函數又可以表示為：

對上述公式兩邊取自然對數，再求時間的全導數，然后用差分方程近似地代替微分方程，得到：

其中，為相應時間的經濟增長率；為教育投入年增長率；為技術投入增長率；為產出的資本投入彈性；為資本投入年增長率；為產出的勞動投入彈性；為初始勞動力投入的增長率。

由此我們可以得到估算教育對國民經濟增長貢獻的模型為：

其中，為教育對國民經濟年均增長率的貢獻份額；為教育投入的增長率；為的年均增長率。

在實際計算教育對國民經濟年均增長率的貢獻份額時，我們用教育綜合指數的年均增長率來代替教育投入的年均增長率。[2]

計算教育對國民經濟增長貢獻率的模型變為：

其中，系數值采用20世紀60年代丹尼森根據美國當時的情況所采用的數值0.73。

本文以下所用的人口數據為四川省統計局關于我國2000年第五次人口普查統計年鑒及2010年達州市第六次人口普查公報。[3]

根據以上數據我們可以計算2000年人均受各級教育的年數為：

受小學教育年數=（11.86+4.7+0.63+0.28）×6÷100=1.0482

受初中教育年數=（4.7+0.63+0.28）×3÷100=0.1683

受高中教育年數=（0.63+0.28）×3÷100=0.0273

受大學教育年數=0.28×4÷100=0.0112

同理計算得出2010年人均受各級教育的年數為：

大學教育0.1324，高中教育0.3723，初中教育1.5438，小學教育5.262。

將小學文化程度勞動力的勞動簡化率定為1，根據不同受教育程度勞動者的收人情況，將小學、初中、高中、大學文化程度勞動力的勞動簡化率定為1、1.2、1.4和2。這樣通過計算可以得出2000年和2010年達州市人口的教育綜合指數

根據上述指數，可以計算得出2000―2010年之間達州市人口教育綜合指數的年均增長率為：

同理可以計算得出2000―2010年之間達州市人口高等教育綜合指數的年均增長率為：

排除高等教育后，2000―2010年間達州市教育綜合指數的年均增長率為：

達州市高等教育對教育綜合指數的貢獻率：

由上可知10年間達州市高等教育在教育綜合指數年均增長率中占：

2.學院對達州市經濟發展的拉動效應

高校對地方經濟的影響作用，有學者研究指出，可以通過以下四個方面來考察：[4]

高校是地方經濟發展的動力源；

高校是帶動地方高新技術發展的基地；

高校的基建投資是刺激地方經濟增長的助推 ；

高校學生消費是地方經濟發展新的增長點。

本文擬從高校的基本建投資和學生消費創造就業崗位兩個方面來量化考察其對地方經濟的拉動效應。

2.1 學院新增基建對社會總產出的拉動

根據四川省1999-2014年的居民消費價格指數（表3）參考北京大學高等教育研究所的相關研究

通過計算得到，我國高校生人均固定資產價值約為58184元。根據該研究我們估算，高校每增加一名學生，則增加58184元的基建投資，包括校舍建筑49855元、儀器文化用品8040元和圖書印刷289元。結合四川文理學院近5年學生的增長（2015年在校人數：13200，2010年在校人數：10402），可以得出5年來新增基本建設拉動的社會總產出。

通過以上數據，結合2015年達州市國民生產總值，可以算出5年來，四川文理學院為達州市經濟發展所做的貢獻為0.12%。

2.2學院新增學生對就業的拉動

在就業上，高校一方面緩解了高中生的就業，另一方面高校本身也提供了眾多的就業崗位。此外， 高等教育需求的擴大還會直接或者間接地創造新的就業崗位。本文根據林源源和袁國秋的研究結果[5]，對四川文理學院5年來新增學生所帶來的就業崗位進行了估算，其結果見下表：

3.結 語

通過上述分析，我們可以得到以下兩個基本結論：

1）從2000年到2010年十年間，達州市高等教育對教育綜合指數的獻率：0.21% 。

2）從2010年到2015年五年間，四川文理學院為達州市經濟發展所做的貢獻為0.12%，

新增學生所帶來的就業崗位為2265個。

參考文獻

[1] 李雯，查奇芬.中國高等教育對經濟增長的貢獻有多大？[J].統計與決策，2006，（4）：76-78.

[2] 丁小浩.高等教育擴大招生對經濟增長和增加就業的影響[J].教育發展研究，2002，（2）：9-14.

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委托關系是指信息不對稱條件下的行為關系，學校和教師在教育過程中顯然是一種委托關系。學校作為委托方不能直接控制教師作為方的行為選擇，甚至對教師日常教學工作無法全面監督，在委托關系中，學校作為委托方只能通過外部刺激機制間接地影響方，希望借此來使自身得到收益的最大化。學校很難直接觀察到教師進行教學工作的努力程度，于是教師就可以利用這樣的信息優勢，損害學校教學質量和整體利益。

由于教師的努力程度與工資回報不完全相關，例如教師的教師水平評價不僅取決與教師自身，與學生的素質也有關，此外科研成果也是教師評價體系的一個重要組成。加上信息不對稱引起的一系列不確定因素，教師的目標就是追求個人效益最大化，即追求工資報酬、科研津貼、社會地位和個人名譽等。學校的目標則是提高辦學水平和質量以此獲得最大的社會效益。很顯然兩者的目標有所沖突，因此，教師對學校的信息優勢，必然會造成道德風險問題，即教師在被聘用以后會根據個人的目標做侵害或損害學校利益的行為選擇。所以，學校要確保教師履行職責、提高教學水平、加強教學創新、幫助學校提高教學質量，應采取一定的措施，最直接的方法就是采取對教師課堂教學進行監督的機制。

二、教學監督機制的博弈模型分析

教師有兩種策略供選擇，即“努力”、“不努力”；學校對教師的課堂教學有“監督”和“不監督”兩種策略選擇。為簡化教師追求的個人效益，這里用學校支付的按學時均攤的工資W進行衡量，學校對教師教學進行監督所產生的費用也可按學時均攤，用單位學時的監督成本S衡量。教師的努力也需消耗成本，單位學時的成本用E來表示，學校發現教師努力或不努力，都能夠給學校帶來一定的收益，這個收益主要源自于對教師真實教學情況的了解，以及之后保障教學質量的具體措施，都會提高學校的相關收益，用單位學時收益R表示。然而，涉及到一個問題，即學校如果不監督教師的教學，給予教師較高的工資Wh，學校如果監督教師教學，則會根據教師“努力”和“不努力”的情況分別給予教師較高和較低的工資，即Wh和Wl。以此建立一個學校教師博弈模型（見表1）。其中的變量均大于零，且Wh-E>Wl，R-S>0。

表1學校教師博弈模型

分析該模型可知，學校“監督”則教師“努力”，學校“不監督”則教師“不努力”；當教師“努力”時，學校的最優策略就是“不監督”，教師若“不努力”，則學校的最優策略是“監督”。該模型沒有一個純策略的納什均衡，但存在一個混合策略的納什均衡。假設教師“努力”的概率為p，“不努力”的概率就是1-p；學校“監督”的概率為q，“不監督”的概率就是1-q。

則，教師：E（努力）=q（Wh-E）+（1-q）（Wh-E），E（不努力）= qWl +（1-q）Wh，當E（努力）=E（不努力）時，得到q=E/（Wh-Wl）；學校：E（監督）=p（R-S）+（1-p）（R-S），E（不監督）= pR+（1-p）0，當E（監督）=E（不監督）時，得到p=（R-S）/R；于是，該博弈的混合均衡結果為{[（R-S）/R，S/R],[ E/（Wh-Wl），1-E/（Wh-Wl）]}。教師努力的水平取決于R和S，當S足夠小時，監督成本降低，監督工作更利于開展，于是教師更加傾向于“努力”；學校的監督力度取決于E及高低工資差Wh-Wl，當教師努力付出E增大時，教師由動機不努力，高低工資差的減小也同樣增加了教師不努力的可能。

三、改善教學監督機制的對策

學校的最終目的是通過合理的監督、獎懲機制等手段和措施改進和提高教師的教學質量。（1）從觀念上重視教學質量對整個學校發展的重要作用，突出教學質量監控工作的重要性，將教學工作擺在第一位。（2）設置科學合理的薪酬及獎金制度，與監督機制相結合，對教學不努力的教師在薪資上進行一定的控制，對努力的教師進行額外的獎勵。（3）研究和引導教師采取科學合理的備課手段和方法，降低備課成本。（4）引進先進的監督設備或方法，降低監督成本。

篇3

1 礦井測量中測量精度的控制措施

在礦井井下工作面中，所涉及到的工作環境包括現場觀測、數據記錄、數據計算以及數據信息標定等在內。各個環節中對測量精度的控制要點有所不同，具體概括如下。

1.1 觀測環節控制要點

在本環節中，為了實現對測量精度的有效控制，要求重點關注以下四個方面的問題：

（1）懸掛垂球的線繩需要注意是否自然下垂，同時安排專人對垂球點位與實際點位的偏差情況進行嚴格控制。

（2）在礦井測量的過程當中，儀器可能受到震動作用力或其他因素的影響而發生氣泡偏離的問題，工作人員必須對該問題進行詳細觀測，以避免觀測數據出現誤差。

（3）本環節中前視工作人員在鋼尺拉邊中需要對記錄數據進行詳細核對，以免出現數據錯報的問題。

（4）觀測者需要對測量儀器的安置、照準、以及讀數進行嚴格控制，以免出現累積性粗差。

1.2 記錄環節控制要點

在本環節中，為了實現對測量精度的有效控制，要求重點關注以下四個方面的問題：

（1）觀測者需要確保所報數據的準確性與清晰，記錄員需要確保數據回讀的準確性，并在觀測作業完成后對觀測數據進行全面校核。

（2）記錄數據應當遵循相應的規范與要求，確保格式的準確性與內容的完整性。

（3）需要準確記錄儀器高以及前視點高數據，避免兩項數據記反。

（4）在礦井井下工作面所獲得的資料是通過記錄的方式帶到地面的，因此，要求記錄人員耐心、認真，力求在現場發現問題并加以改正，確保數據準確無誤。

1.3 計算環節控制要點

在本環節中，為了實現對測量精度的有效控制，要求重點關注以下兩個方面的問題：

（1）避免因編號混亂而導致起算數據錯誤的問題。

（2）為了避免在現場計算標定結果中缺少人員核算或工作人員核算不認真的問題，要求安排兩人獨立查閱抄錄起算數據，相互交換數據進行核對，杜絕同一地點使用相同點號碼。若測點受其他因素影響而遭到破壞，需要重新布設新觀測點，并在編號上與原測點相區分。

1.4 標定環節控制要點

在本環節中，為了實現對測量精度的有效控制，要求重點關注以下兩個方面的問題：

（1）在礦井測量的過程當中標定環節可能出現中心線位置錯誤的問題，為了避免該問題的發生，要求井下工作面測量人員明確巷道中心位置，并以口頭形式通知施工單位，以書面的形式標注巷道偏中心面向工作面的距離，特別是在相向貫通巷道時需要特別注意。

（2）在使用經緯儀對傾斜巷道腰線進行標定的過程當中必須充分考慮到偽傾角對測量數據的影響，盡可能的減少偽傾角對標定腰線數據的干擾。

2 礦井測量中測量精度的優化實例

在接到井下礦井測量任務后，為了最大限度的保障測量數據的精確性與可靠性，首先對井下工作面進行了認真勘察，對施測方案進行了編制，明確了井下測量線路。本工程中，井下工作面共設置30個觀測點，施測方案中對所使用的儀器類型、測量方法以及允許測量誤差進行了詳細規定，同時對誤差數據進行了預計。預計誤差方面，水平方向允許誤差為±46.2cm，垂直方向允許誤差為±14.0cm。由于兩個方向的預計誤差均接近極限值，因此井下測量工作人員必須對整個設計方案有一個全面的了解，實測過程中嚴格落實控制措施，由專人負責完成貫通測量任務。

（1）常規意義上井下工作面進行觀測中所使用的經緯儀導線測量方法需要耗費大量的時間與人力，且觀測精度并不十分理想。因此，在本工程中井下工作面內選擇近井點1952#以及1680#分別面向西二風井以及副井設置光電測距支導線，根據地面一級導線要求進行實測，同時采用T2型經緯儀，共設置四個測回側角，使用RED mini測距儀兩個測回對邊長進行觀測，垂直角測量同樣使用兩個測回。地面導線施測中按照一級導線要求進行限差控制，邊長采用往返測量方式，同時對溫度以及氣壓參數進行實測。

（2）在井下測量過程當中，傳統意義上的幾何測量方法的操作步驟非常復雜，精度水平相對較低的，并會對豎井提升工作產生影響。為了改進這一問題，優化井下測量工作效率，本工程中在豎井定向環節中采用單垂線投點與陀螺儀定向相結合的方式，遵循規程程序進行觀測作業，在地面近井點共測定三個測回儀器常數，同時于井下定向邊觀測兩個測回升井，于近井點觀測三個測回。投點環節中采用單垂線穩定投點的方式，井下工作面與地面分別設置一觀測組同時進行觀測作業。

3 結束語

測量工作在礦產資源的開采中起著非常重要的作用。開采作業的安全性、合理性、科學性以及可靠性，都需要測量工作來提供數據。測量數據的精度越高，依據數據所設計的方案也就越科學、合理、可靠。從這一角度上來說，在礦井測量工作當中不斷對測量精度進行控制與優化，能夠為礦產資源的開采提供更加全面與可靠的服務。

參考文獻

[1]閆勇，劉增平，黨紅蔻，等.Auto CAD圖形配合礦井測量施工的新方法[A].2009年全國礦山測量新技術學術會議論文集[C].2009：28-29.

[2]王永志.全站儀三架法導線測量及其在生產礦井測量中的應用[A].第三屆全國煤炭工業生產一線青年技術創新論壇論文集[C].2008：535-537.

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2.16部門經濟行業結構調整對經濟增長的貢獻由于數據來源的關系,我們按照1997年《統計年鑒》[6]的分法,將中國經濟分為農業、工業、建筑業、交通運輸倉儲郵電通信業、批發和零售貿易餐飲業及其他行業等6個部門進行計算.6部門的GDP見,αt的值見.可以看出,從1952年到70年代,是我國完成由農業國到工業占主導地位的工業國轉變的時期,從80年代至今,是第三產業不斷發展壯大的時期.顯示了中國經濟結構轉變對GDP增長的貢獻.可以看出,經濟結構變化對經濟增長的貢獻有很明顯的波動性,從50至70年代,中國經濟由以農業為主的經濟過渡到工業經濟,經濟的行業結構變化最大,其對經濟增長的影響也大.從1953至1975年,行業結構變化對經濟增長的貢獻平均為1.33個百分點,而同期的年平均GDP增長率為7%(以當年物價計),也就是說,19%的經濟增長是由經濟行業結構調整帶來的.進入80年代后,行業結構的變化相對較小,其對經濟增長的貢獻為0.81個百分點(從1979至1997年),同期年平均增長率為9.8%,也就是說,仍有8.3%的經濟增長是由經濟行業結構調整貢獻的.總體而言,從1953至1997年,6個行業結構調整對經濟增長的貢獻平均為1.04個百分點,同期年平均GDP增長率為8.02%,其中的13%是由行業結構調整貢獻的.這一結果與Denison[2]和Kuznes[3]的計算結果很接近.

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（School of Environmental & Municipal Engineering，North China University of Water Resources and Electric Power，

Zhengzhou 450045，China）

摘要： 本文從經濟發展、文化發展、區域特點、地方政府四個方面構建了河南省公民環境生態意識測評體系，運用層次分析法，對選取的各項指標進行分析，得出各項指標在整個指標體系中的權重，綜合評價河南省19個地區公民環境生態意識，評價結果對經濟政策和環境政策的制定具有重要的指導意義。

Abstract： This paper builds the evaluation systems of measurement of the citizens’ environmental and ecological dimension in Henan province from four aspects of economic development， cultural development， regional characteristics and local government. It uses analytic hierarchy process to analyze the selection indicators to conclude the weight of each index in the whole index system and comprehensively evaluate the citizens’ environmental and ecological dimension of 19 areas in Henan Province. The evaluation results have important guiding significance for the formulation of economic policy and environmental policy.

關鍵詞 ： 層次分析法；公民；環境生態意識；評價指標

Key words： analytic hierarchy process；citizen；environmental and ecological dimension；evaluation index

中圖分類號：F299.21 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2015）18-0036-03

作者簡介：袁偉（1984-），男，河南開封人，輔導員，助教，研究方向為思想政治教育、資源環境。

0 引言

近年來，環保問題備受國家和個人關注。2014年政府工作報告中提出“要像對貧困宣戰一樣堅決向污染宣戰”的誓言，2015年政府工作報告中“環境污染是民生之患、民心之痛，要鐵腕治理”的行動綱領，環保再度成為兩會“強音”。河南省作為人口大省和農業大省，自中原經濟區戰略實施以來，既面臨著跨越發展的重大機遇，也面臨著日益嚴重環境問題，而公民環境生態意識作為影響一個地區環境質量的重要因素，更需要深入去了解，以便于制定科學合理的環保政策，實現環境與經濟雙贏的局面。

1 河南省公民環境生態意識測評體系的構建

1.1 層次分析法

層次分析法（AHP）是美國運籌學家匹茲堡大學教授T.L.SATTY于20世紀70年代提出的一種定量與定性相結合的綜合分析方法[1]。該方法主要通過一個復雜的決策問題表示為一個有序的遞階層次結構，并通過人們的主觀判斷和科學計算給出備選方案的優劣順序。將定性問題進一步的準確定量表示，適宜那些難以進行定量分析的一類決策性問題，AHP具有思路清晰、方法簡單、適用面廣、系統性強的特點。

本研究采用AHP法確定河南省公民環境生態意識相關指標所占權重，采用德爾菲法利用比率標度技術對各指標的相對重要性進行判斷，構造判斷矩陣列出相應指標，一指標相對于另一指標的重要性含義及標度如表1所示。

1.2 指標選取和層次模型的建立

本文對公民環境生態意識的研究，主要是在河南省開展調查研究，通過資料查閱、調查問卷、實地走訪和現場采訪等多種形式獲取原始數據，以當地經濟發展、文化傳統、區域特點、地方政府環保支持力度等方面為依托，分析影響公民環境生態意識的主要因素。

在此之前也有其他學者在不同方面對公民環境意識展開調查研究，因此對公民環境生態意識的影響因素的界定也不相同。本文研究小組參考學者意見，并結合實際調查結果對各個指標進行分析整理，在河南省公民環境生態意識的評價指標中選取經濟（N1）、區域（N2）、政府（N3）、文化（N4）4個方面為一級指標，經濟方面選取工業、農業和環保設施投入3個為二級指標；區域方面選取省會鄭州、一般城市、鄉鎮、農村4個為二級指標；政府方面選取政府宣傳、政策環保2個為二級指標；文化方面選取家庭、學校、社會方面為3個二級指標。河南省公民環境生態意識評價指標體系如表2所示。

1.3 建立判斷矩陣

判斷矩陣是目標層的親要素與因素層的各個子要素進行成對比較的結果。按照目標層的親要素與因素層的各個子要素進行成對比較的原則，將指標體系兩兩比較建立判斷矩陣[2]。依據表1中指標相對重要性含義，各層判斷矩陣為：

1.4 權重計算及一致性檢驗

首先計算判斷矩陣i行各首先計算判斷矩i行各元素的乘積mi再計算其n次方根Wn，對向量ω=（ω1，ω2，…ωn）T進行歸一化得權重向量ω=（ω1，ω2，…，ωn），分權重值等于單排序權重值與相應總權重值的乘積。

判斷矩陣的一致性指標為CI=（λmax－n）\n-1，（CI為判斷矩陣一致性指標；λmax為該判斷矩陣的最大特征值）。C.R.=C.I. R.I.（其中CR為隨機一致性比率，R.I.平均隨機一致性指標），一般在C.R.=0時，可以稱判斷矩陣是完全一致性矩陣；C.R.<0.1時，認為判斷矩陣是滿意一致性矩陣；當C.R.>0.1時，稱判斷矩陣不具有一致性。由公式算出：CR（N）=0.0417，CR（N1）=0.047，CR（N2）=0.039，CR（N3）=0.039，CR（N4）=0.000，CR（N5）=0.047，所得值均小于0.1，通過一致性檢驗，說明權重數值有效。層次單排序權重值、分權重值及總權重值如表3所示。

2 河南省公民環境生態意識測評體系的量化分析

運用層次分析法對河南省公民環境生態意識各指標權重量化分析以后，就可以清楚的了解各種因素的分布情況。在河南省公民環境生態意識綜合量化體系中，經濟影響指標（0.453）是一項非常重要的指標。公民環境生態意識的影響從經濟層面上來說，經濟的發展推動社會文明的進步，社會文明也是推動生產力不斷發展的基礎條件，也由此可以看出，經濟的發展對公民環境生態意識的影響起決定性的作用。區域影響（0.262）高于政府影響指標（0.167）和文化水平影響指標（0.118），這是由于政府的宏觀調控和文化水平的高低對公民環境生態意識的影響，從一定程度上來說還低于經濟的發展和不同區域對其的影響。

在經濟影響的二級指標中，環保投入（0.594）和工業（0.249）這兩個指標占的權重比較大，環保投入直接反映的是對環境保護及治理經濟支持的力度，也是衡量公民環境生態意識強弱的最重要的指標。工業反映的是經濟發展水平的高低，這2項指標在整個體系中也處于重要的位置。在區域的二級指標中，省會城市（0.459）權重較大，而縣鎮，農村指標權重較小，這說明省會城市公民的環境生態意識比較強。在政府的二級指標中，政府環保投入（0.75）所占比重最高，其次是宣傳（0.25），這反映出實際的行政措施，對公民環境生態意識的影響更為凸顯。在文化的二級指標中，家庭（0.528）是權重最高的指標，并且遠遠高于其它兩個指標。由經濟發展不平衡帶來的公民環境生態意識強弱之分已經成為公民關注的主要問題，這種經濟發展水平的不均在一定程度上決定著公民環境生態意識的強弱。對區域的關注反映地區行政級別越高，公民的環境生態意識往往越強。指標的選擇傾向實際上反映出河南公民環境生態意識中存在的亟待解決的問題。

3 河南省公民環境生態意識水平綜合評價

根據河南省近年來各地區統計的數據，分析整理后對原始數據進行無量綱化處理，應用所構建的河南省公民環境生態意識綜合評價體系，對河南省19市地區的公民環境生態意識水平進行測評，河南省各市各城鎮公民環境生態意識情況如表4。表中總得分等于各項指標得分與相應權重乘積之和。

按照得分情況，河南省公民環境生態意識可以分為4個層次：第一層次總得分>0.54，包括鄭州、洛陽、平頂山、開封、南陽、新鄉、三門峽，其中鄭州的公民環境生態意識得分遙遙領先，說明鄭州城鎮化水平最高，但鄭州環境質量相對較差；第二層次0.19<總得分<0.49，包括西平、欒川、魯山、寶豐、內埠鄉、西峽六個縣鎮，這幾個地區城鎮化水平相對好；第三層次0.16<總得分<0.24，包括老刑村、曹營村、蔡店村、小王莊村、侯莊村、郭家莊，這幾個地區在河南處于較差地位。

目前，公民環境生態意識的培育已成為我國生態文明建設的關鍵。本文從文化、經濟、區域、政府、學校、家庭和社會幾個方面的作用進行探討，并對河南省部分地區的環境生態情況進行調查、數據整理和統計，利用層次分析法得出各指標的權重，構建了一套較為全面的河南省環境生態意識評價體系。針對研究的結果應該從以下方面開展公民環境生態意識的培育工作。首先，父母應當以身作則，注重家庭教育、學校增設相關的課程，開展豐富多彩的環保活動；其次，根據各地的經濟發展水平，加大環保資金、設施和技術的投入；最后，政府加大環境保護的宣傳力度，普及環境保護的知識，提高環保投入所占的比例，對污染較嚴重的工廠及農業生產地區制定相應的懲罰措施。要提升公民的環境生態意識，還有許多的工作要做，各個地區應針對各自在不同時期的建設發展的具體實際，改善經濟結構和社會結構，提高地區文明程度和可持續性發展水平，積極開展合作、相互學習、相互交流經驗、促進共同進步與發展。

參考文獻：

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1.兩種計算方法的相同之處

兩種算方法在計算井字梁結構時，井字梁中間交叉點的內力計算均按照空間交叉梁系方式進行分配。即根據節點的變形協調條件和各梁線剛度的大小進行算，協調條件為，在每一點處交叉梁的線位移相等。

2.兩種計算方法的不同之處

SATWE軟件與《計算手冊》這兩種計算方法之間的最大差異在于井字梁端部支座的變形協調條件不同。SATWE軟件考慮其端部支座豎向剛度對井字梁結構的影響，而采用《計算手冊》方法時，無論井字梁與其端部支座是固接還是鉸接，均不考慮其豎向剛度的影響，即認為井字梁端部支座處沒有豎向位移。

為了更好地說明問題，本文擬通過一個工程算例，對兩種計算方法的異同之處作進一步的闡述。

三、 工程算例

現以梁端鉸接為例，介紹一下在恒載標準值作用下兩種方式的計算過程。

1、工程概況

該工程算例井字梁間距為2.7m×2.7m，面荷載為7KN/m2。在采用 SATWE軟件計算時，將面荷載轉化為作用在節點上的集中荷載，以便使荷載輸入方式與《計算手冊》的簡化方式一樣。同時將SATWE軟件中砼容重改為0，這樣可以不計梁自重。該井字梁結構的平面布置圖如圖1所示：

圖1井字梁結構平面布置圖 圖2井字梁端部簡支在框架主梁上的彎矩圖

2、《計算手冊》算法

以梁1（B軸）為例，b/a=1.0，查《計算手冊》表3.1.3得該梁正彎矩系數為0.706，則該梁的跨中最大彎矩為：

M=0.706x7x2.7x2.7x2.7=97.273KN.m

3、SATWE軟件算法

3.1井字梁端部為框架主梁

當井字梁端部為框架主梁時，程序計算的梁1的跨中最大彎矩為

143KN.m （如圖2所示），其與《計算手冊》計算結果的誤差為：

[（143-97.273）/97.273]×100%=47.0%

從計算結果可以看出，當井字梁端部簡支在框架主梁上時，SATWE軟件的計算結果與《計算手冊》查得的結果相差很大，這主要是因為SATWE軟件真實地考慮了主框架梁的豎向位移所致。由于框架主梁豎向變形的存在，使結構的內力通過變形協調進行分配，從而使計算結果產生差異。

3.2井字梁端部為剪力墻

當井字梁端部為剪力墻（剪力墻厚200mm）時，程序計算的梁1的跨中最大彎矩為111KN.m（如圖4所示），其與《計算手冊》計算結果的誤差為：[（111-97.273）/97.273]×100%=14.1%

當井字梁端部簡支在剪力墻上時，二者之間的計算結果相對相差很小。這主要是因為砼剪力墻的豎向剛度很大，豎向位移很小所致。

由于砼剪力墻的豎向變形很小，與《計算手冊》中不考慮井字梁端支座豎向位移影響的基本假定十分接近，因此井字梁結構的計算結果也相差很小。

四、 磚混結構，井字梁樓蓋的計算

目前的SATWE和TAT軟件都不能計算磚墻，因此對于這種結構形式只能進行簡化計算。其處理方法如下：

（1）在PMCAD“人機交互”中按工程實際情況建模，即墻體仍按磚墻輸；

（2）在SATWE軟件“總信息”里的“結構材料信息”選取“砌體結構”；

（3）在SATWE軟件“砌體結構”信息里選取“有限元整體算法”；

（4）在SATWE軟伴“分析結果圖形和文本顯示”中只看井字梁計算結果即可，其他的如墻體的計算結果等不看。

這是一種簡化計算，與真實結果相比，會有一定誤差，但誤差不大。

五、 小結

1、井字梁內力受其端部支座豎向剛度的影響很大，當設計人員采用查《計算手冊》的方法計算井字梁結構時，應注意該工程是否符合其計算假

定，如果不符合則不宜采用查《計算手冊》法。

2、只要計算假定和各種計算條件相同，SATWE算法和查表法二者之間的計算誤差很小。

參考文獻

《井字梁結構靜力計算手冊》（第二版） 中國建筑工業出版社1989年12月

篇7

電廠鍋爐的經濟運行是一個急需得到重視的問題，這不僅牽扯企業的經濟效益，而且在能源日益短缺的將來對節約能源，實現持續協調發展更具重大意義。我國煤炭60%以上消費用在發電方面，節能降耗對電站鍋爐更是迫在眉睫。

眾所周知，在煤粉鍋爐的熱損失當中，排煙損失Q2是最大的一項，一般占到7～8%左右，第二是機械不完全燃燒損失Q4占到1～2%左右，而化學不完全燃燒損失Q3、散熱損失Q5、灰渣物理顯熱損失Q6只占很少份額。所以在研究鍋爐經濟性時我們應重點控制Q2和Q4的損失量，而影響Q2的主要是排煙量（用排煙氧量來標志大小）和排煙溫度，影響Q4的主要是飛灰可燃物含量，這三個指標是我們研究鍋爐效率最應注意的。另外，主蒸汽流量和各級減溫水量雖然不直接影響鍋爐效率，但對循環效率有很大影響，因為主汽流量的增加使進入凝汽器的蒸汽量增加，從而使冷源損失增大。而減溫水量的增加使其在鍋爐內加熱到額定參數需要的熱量增加，從而使機組的熱耗增大。所以這兩項也是我們在鍋爐運行時應特別關注的指標。至于主汽壓力、主汽溫度對經濟性的影響是通過主汽流量來體現，因為主汽壓力、主汽溫度達不到要求時，只有通過增加主汽流量來保證電負荷，所以對主汽量的分析實際已涵蓋了這些因素的影響。

1． 影響鍋爐效率的三個重要因素：排煙溫度、排煙氧量和飛灰可燃物含量

我們分析這一問題的方法是先設定一個基準工況，然后單獨變化一個影響因素，而其他數值保持不變，這時用軟件計算爐效，從而得出該因素與爐效的函數關系，再通過計算機作圖，進一步確定其曲線方程，得出該因素對爐效和煤耗的影響數值。確定對煤耗影響時取爐效每下降1%，煤耗增加3 g/kw.h（這一結論可用公式b=123/η g/kw.h得出）

基準工況：根據熱工院1＃爐燃燒調整和性能考核試驗參數，煤質取設計煤種、參數取額定參數、飛灰含碳量取1%、空預器漏風率取6%、計算爐效為93.35%，具體數值如下表：

2.1蒸汽流量和其它參數不變時，確定主汽系統每增加10t/h噴水量時蒸汽在爐內吸熱的增加值，也就是熱耗的增加值。無噴水時是給水被加熱到額定參數，有噴水后等量給水被替代，所以熱耗的增加值為把減溫水加熱到過熱器出口額定參數的吸熱量與把等量給水加熱到額定參數的吸熱量的差值。即：

ΔQ吸=[(H主汽-H減溫水)-（H主汽-H給水）]*D噴水量

代入數據ΔQ吸=[（3396-731）-（3396-1178.4）]*10000=4474000 kJ/h

對以上數據除以標準煤的低位發熱量29400kj/kg折算為每小時標準煤耗量，然后再除以每小時的電負荷算出對發電煤耗率的影響即：

Δb=[(4474000/29400) *1000] /300000=0.507 g/kw.h

2． 2其它參數不變時，確定再熱汽每增加10T/H噴水量（減溫水或事故噴水）時蒸汽在爐內吸熱的增加值，循環效率設為40%，吸熱量減去可利用部分即為熱耗的增加值。即： ΔQ吸=(H主汽-H減溫水) *D噴水量

代入數據ΔQ吸=（3542-722）*（1-40%）*10000=16920000 kJ/h

折算出對發電煤耗率的影響為：

Δb=[(16920000/29400) *1000] /300000=1.914 g/kw.h

2． 3在其它參數不變時，當主汽流量較設計增加10t/h時，設定循環效率為40%， 那么這10 t/h蒸汽在循環中的熱量損失為其總焓值乘以循環效率，即：轉貼于

ΔQ=H主汽*ΔD*Η循環

代入數據：ΔQ=3396*10000*（1-40%）=20376000 kJ/h

折算出對發電煤耗率的影響為：

Δb=[(20376000/29400) *1000] /300000=2.3 g/kw.h

3． 結論

總結以上計算及分析數據得到鍋爐各重要指標對煤耗的影響情況如下表：

所以，這些量在我們研究鍋爐效率時都要十分關注，在調節汽溫時，應盡量用燃燒調整的方法，如降低火焰中心、使用煙氣擋板或減少煙氣量的方法，而盡量避免用減溫水。再有要注意監視主汽流量變化，常和設計值或相同爐型進行對比，確保經濟運行，平時調節中維持汽溫汽壓高限運行，也可減少蒸汽量，提高經濟性。對于排煙溫度、氧量、飛灰可燃物含量應及時檢查，當其不正常升高時也應及時查明原因予以消除，以確保鍋爐燃燒的經濟性。

參考資料：

1 電站鍋爐性能試驗規程 GB10184—88

2 中寧發電有限公司#1爐鍋爐運行技術標準

篇8

客觀上對文化消費一種解釋是說文化消費指用文化產品或服務來滿足人們精神需求的一種消費，主要包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等方面。隨著經濟的快速發展，人民生活水平得到了相應的提高（主要表現為人均收入的提高），我們都知道在收入提高的前提下，人們就會相應的增加消費，其中包括物質消費和文化消費等方面的支出。在西方經濟學中，我們都知道收入是影響消費支出的最重要因素之一。與物質消費相比文化消費是屬于精神層次的消費，是高于物質消費的一層。文化消費的主體主要是以收入水平較高，接受教育時間長的人群為主。所以，受教育程度也是影響文化消費的一個重要因素。而另一方面，人們收入的提高時，即也會使消費支出增加。這就為本文研究收入對文化消費影響提供了一個經濟理論方面的支持。

二、問題的提出

眾所周知，中國是一個歷史古國也是一個文化大國。中國在五千年的歷史長河中積累了深厚的文化底蘊。而我們作為在這種文化氛圍熏陶下生活的個體，對文化知識的渴望應該說并沒有減少半分，人們內心依舊渴望文化和知識對自己的影響。人們對精神層次的追求并不因為的時代的更迭而改變。在現代社會，在經濟高度快速發展的今天，在物質極度發達的今天，人們已經不再僅僅滿足于吃飽肚子，穿暖衣服的這種基本生活需求。對精神層次的追求也成為人們新的消費點和新的滿足點。

本文是主要通過研究收入對文化消費影響程度的大小，來觀察在文化消費領域收入是如何影響消費的，進一步了解到對整個經濟社會的影響。

三、計量分析

根據1993-2011年居民文化消費及人居收入的數據，采用EViews軟件進行以下回歸分析。

（一）變量間相關系數分析

根據相關性分析，（中等收入）城鎮居民的文化消費Y與城鎮居民人居可支配收入X 的相關系數為0.9767386983586031，呈高度正相關。這表明利用線性模型解釋它們之間的關系是比較適合的。

（二）繪制散點圖

根據操作原理中的方法，可以繪制出被解釋變量Y與解釋變量X 的散點圖，從圖中可以看出，大多數散點都分布在一條直線附近，可認為Y和X 呈高度線性關系。

（三）建立回歸方程

對統計數據做回歸， 根據回歸結果可得到下面的估計方程：

（1.679020） （2.623276）

根據 =0.954214可以表明模型的擬合效果非常好，F檢驗的相伴概率為0.000000，反映變量間呈高度線性，方程回歸效果顯著。

（四）參數的置信區間估計

根據變量顯著性檢驗可以推出：在 的置信度下 的置信區間是（ ），其中， 為t分布表中顯著性水平為 ，自由度為n-k-1的臨界值。如果給定 ，查表得 ，

從回歸分析中得到

因此可以計算得出 的置信區間分別為（0.01263516，0.245789）顯然，參數 的置信區間小，這意味著在同樣的置信區間下， 的結果精度高一些。

四、檢驗

（一）經濟意義檢驗

（1.679020） （2.623276）

根據公式可知， 的符號為正，即與文化消費成正比關系，且數值在[0，1]之間，符號經濟發展規律。

，表明在其他因素保持不變的情況下，人均收入每增加1個單位，文化消費增長0.065862個單位；

綜合以上分析，該模型設定符合經濟意義，通過了經濟意義檢驗。

（二）統計檢驗

1. 擬合優度檢驗

由以上回歸結果， ， 。 、 的值越接近1。表明回歸直線對觀測值的擬合效果越好；反之， 、 的值越接近0，表明回歸直線對觀測值的擬合效果越差。

樣本可決系數和修正可決系數都非常接近于1，說明本次回歸模型對樣本的擬合效果很好。

2. F檢驗

假設： = =0，即人均可支配收入與文化消費不存在顯著性相關。 = ，即人均可支配收入與文化消費存在顯著性相關。

通過樣本求出 統計量的數值后，通過 > 或 ，（n為樣本個數，k為解釋變量個數），來拒絕或接受原假設 。

在給定顯著性水平 的情況下，查表知 ，回歸結果中 ，顯然有 > ，表明模型的線性關系在95%的置信水平下顯著成立。人均可支配收入對文化消費存在顯著影響。

3. t統計檢驗

針對解釋變量 設計原假設和備擇假設分別為：

= = =0，即人均可支配收入與文化消費不存在顯著性相關。 = = ，即人均可支配收入與文化消費存在顯著性相關。

給定一個顯著性水平 ，得到臨界值 ，（n為樣本個數，k為解釋變量個數），通過樣本求出 統計量的數值后，根據 來決定拒絕或接受原假設 ，從而判定對應的解釋變量是否應包含在模型中。

查表知 ，樣本回歸結果中， 的 統計量分別為2.623276，即 > 。從 的 統計量的P值小于0.05，也可以看出，解釋變量X 通過了t統計檢驗。

五、經濟預測

根據計量預測，已知的2012年人均可支配收入為23607.2元，可預測出2012年的Y是1785.45元

篇9

教育可以用來培養極權主義，也可用來促進民主；教育可以用來解放心靈和鼓勵探索及創新，也可以用來禁錮思想和培養順從及服從。不僅要看到優點，而且要研究美國教育經驗和教訓所誕生的土壤，必須堅持科學研究的精神，學習理性的態度研究中國就是處于這樣一個特殊的歷史時期。

2.研究對象與方法

2.1研究對象

中國小學教育VS美國小學教育。在中國的小學教育中，通常學校以年級為基準，再將班級分為一班、二班。但在美國班級都以老師的名字命名，在那個老師班上就是那個老師的孩子。美國大部分小學低年級都是實行教師包班制，老師包攬除了音、體、美以外的所有課程，老師的辦公、上課、備課都在這個教室里。在中國學校都有班主任，可在美國小學階段有“主教室老師”，到中學就全歸“學生輔導員”。中學以后美國學校的班級和年級都比較模糊，學生都是自由選課的，沒有固定的班集體，每個年級都會叫做“Class Office”的學生會組織。

在美國每個學生人手一張課表，上什么課就找什么老師，在中國老師要去不同的班級上課，下課后回到辦公室。在美國學校對學生有明確嚴格的行為規范要求及相應的違規、違紀處罰條例，加之美國孩子從小在家庭和學校被灌輸的一直是尊重權威、順服、合作。在國內，班上總有幾個“反骨”，要么毫無顧忌、天不怕地不怕，相比之下美國的學生好調教多了。在中國不允許體罰學生。在美國每學期開始學校學校都會將體罰許可協議送給家長簽字，如果家長不同意，那么學校任何人不能對其子女體罰。但對于頑劣學生，學校會一再地要求家長簽協議，同意必要時實施體罰。

2.2研究方法

2.2.1文獻資料法

本研究是通過查閱王文老師的零距離美國課堂一書及大量的互聯網瀏覽，進行歸納、分析、比較、整合等獲得相關的材料。

2.2.2比較分析法

從表1來看中國學生時間安排得很緊湊，一點自我學習時間都沒有，美國學生時間單節課雖然時間長點，但是他們充分利用時間，每天有90分鐘學習數學和語言；科學和社會課各占1小時，還有1小時體育藝術課。

3.研究結果分析

篇10

     1、經濟經濟全球化和經濟的區域化是當今世界經濟的發展趨勢，隨著經濟全球化和經濟區域化的深入發展，對我國和我國臺灣也產生了巨大的影響。面對全球經濟的迅猛發展，我國在1978年實行改革開放的偉大戰略，在東部沿海地區設立經濟特區，引進外部資金，發展內部經濟，這時期我國逐步開始與世界接軌。隨著經濟的發展，和當今世界局勢的轉變，和平與發展成為了當今世界的主題，為我國德爾經濟發展贏得了一個良好的外部環境。就在這一時期，大陸對臺灣的政策也有了巨大的轉變，又原先的兩岸對立，逐漸到兩岸開展經濟互動，特別是中國實行一國兩制的政策在收購香港和澳門的成功應用，就更大大的緩解了兩岸之間的緊張關系，為兩岸的進一步交流和發展打下了牢固的基礎。

     2、兩岸經濟合作是在全球化和區域經濟一體化的大背景下展開的。眾所周知兩岸的經濟貿易是在“一個中國”的前提下進行開展的，是在大陸實行改革開放的情況下進行的，兩岸的合作首先是從民間的經濟方式合作開始的，突破了臺灣的相關政策的限制，從而迫使臺灣方面當局必須正視兩岸經貿交流交往現實的重視，最終導致了臺灣以默認的方式承認“在一個中國的前提”框架下實現兩岸的經濟合作。

二、經濟一體化在兩岸制度中的可行性分析

1、對于兩岸制度性經濟一體化在建構的過程中應當采取何種組織形式，兩岸的學者有不同的意見和分歧，有的學者認為：從大陸方面來看，可以建立起多種層次的自由貿易區的模式，也就是說內地可以港澳實行CEPA的合作機制，而大陸與臺灣可以采取FTA的自由貿易區的模式，對于某些相關的從產業可以借鑒新加坡與日本的合作模式，即對某些產業實行新加坡--------日本投資協議自由貿易模式。現在兩岸的狀況是，經濟過于火熱，而兩岸的政治狀況還是不穩定，再加上一些外部力量的干預，兩岸在短時間內不會建立和實行共同的市場機制。

2、眾所周知，大陸與臺灣關系的好轉，是基于兩岸經濟合作實現的，我國自從實行改革開放以來，逐步走上了一條以經濟建設為中心的特色道路，大陸對臺灣的政策由過去的對立，逐漸走上緩和，在經濟全球化和經濟區域化發展的大背景下，才導致了兩岸之間的經濟合作。大陸與臺灣關系的好轉，還基于我國現行的基本國策，我國一國兩制國策的成功應用，成功的解決了香港和澳門的歷史遺留問題，現行的一國兩制的國策今后將在與大陸等方面的問題仍然是一個重要的指導思想，在一國兩制的前提下，兩岸將會采取各種措施共同推進兩岸共同市場的目標，繼續推動經濟區域化的進一步發展。因此在這一條件下，即是兩岸建立了共同市場，也不會涉及到財政、貨幣、收入分配等制度性的根本問題，由于沒有根本的觸動，才會在共同市場的建立有了很大的進步。

     3、但是隨著世界大趨勢的發展和經濟全球化和經濟區域化的進一步深入發展，兩岸的經濟相互的依賴性就會越來越強，在加上兩岸有著共同的文化，以及在相關制度的改善的情況下，兩岸的聯系將會越來越緊密。根據歐盟的實踐經驗，雙方建立共同市場的一體化模式，需要雙方共同作出努力，首先要解決以下幾個方面的問題，首先盡快取消進出口關稅和非關稅的限制，實現貨物和服務貿易自由化;其次逐步建立起對外關稅和共同貿易政策（這一目標的實現，需要兩岸的經濟發展水平逐步接近，尤其是產業合作的深化和加強）;第三，實現資本，技術，人才和其他生產要素等各方面的充分調動;第四，加強在農業特別是在穩定農業發展領域的合作，從而實現協調農業發展政策的目標，消除可能導致的負面影響;第五，是建設一個統一的，規范的市場機制，以確保公平競爭和有效保護知識產權，鼓勵創新;第六，采取切實有效可行的步驟，以實現經濟政策的協調，以保障經濟的穩定。為了獲得經濟發展的提供有利條件，以增強其在區域經濟中的地位，從而進一步提高經濟一體化，共同促進經濟和社會和諧發展的總體目標。

總結：

眾所周知，兩岸有著共同的文化根源，有著共同的生活習慣，在經濟上也有很強的互補性，經過二十年的兩岸經濟的發展表明，兩岸在經濟的合作上有很大的提升空間，我們相信，隨著我國改革開放的進一步深入，政治體制的改革的進一步深入的發展，兩岸之間的經濟、政治的交流就會不斷的加強，政治互信的程度就會進一步的加強，從而進一步推動東亞乃至整個世界經濟的發展，兩岸在不斷合作的基礎上，共同提高，共同發展。

參考文獻：

[1]廈門大學臺灣研究院經濟研究所副所長、國臺辦海峽兩岸關系研究中心兼職研究員 唐永紅.兩岸經濟一體化未來取決于制度性合作[N].法制日報,2011, (2011-03-15)

[2]記者 黃戎杰.兩岸經濟一體化 平潭作為實驗區[N].福州日報,2009, (2009-03-20)

[3]記者杜軍玲.設立合作試驗區推動兩岸經濟一體化[N].人民政協報,2010, (2010-03-05)

篇11

相關文獻綜述

Frankel和Rose最早于1997年提出最優貨幣區標準的“內生性”概念，他們從最優貨幣區的兩項重要標準—貿易一體化和經濟周期相關性之間的相互作用出發，指出最優貨幣區標準會隨時間而改變，并提出了貨幣區中可能存在自我強化的內生性假說，即國家間的貿易一體化和經濟相關性之間同向發展，那么一國事先不滿足OCA標準，加入貨幣區后可滿足OCA的各項標準。Artis和Zhang（1997）研究發現歐盟國家商業周期相關性1980年開始不斷提高，越來越多的國家面臨的不對稱沖擊在不斷減少；Frankel和Rose（1998）選取了21個工業化國家，得出國家之間貿易聯系越緊密，經濟周期越對稱的結論；Rose和Engel（2000）對世界范圍的貨幣同盟成員間的貿易聯系和經濟趨同性進行實證研究，證實貨幣同盟之間的雙邊貿易額是使用獨立貨幣國家該值的3倍，且貨幣同盟成員之間的商業周期更加同步；Alesina、Barto和Tenreyro（2002）考察了貨幣聯盟和貿易額的關系，發現具有合理的商品替代彈性假定的條件下，貿易往來緊密的國家將從使用同一貨幣中受益更多。

國內關于最優貨幣區內生性理論的研究大多數是建立在Frankel和Rose的基礎上，萬志宏（2003）通過對東亞地區進行實證檢驗來揭示區域內生性假設在東亞地區是否成立，結果發現在宏觀經濟對稱性和貿易聯系之間存在明顯的正向關系，即東亞地區滿足內生性假設；洪林（2007）認為東亞地區只有經濟開放性標準滿足傳統的最優貨幣區標準，其他指標還達不到最優貨幣區的標準，他認為東亞各經濟體應主動推進貨幣合作從而獲得事后滿足最優貨幣區的條件；周念利（2007）對兩岸四地貨幣合作基于“內生性假設”進行實證研究，使用供給與需求沖擊的對稱性替代了Frankel和Rose的經濟周期相關性，動態考察了貿易一體化與經濟沖擊對稱性之間的關系，結果發現兩岸四地不滿足實現貨幣合作的動態約束條件；崔曉燕（2008）對東亞地區進行最優貨幣區內生性假定的實證檢驗，研究結果表明，東亞地區的雙邊貿易關聯度與經濟周期相關性之間存在顯著的正相關性，但與歐盟國家相比，東亞經濟體兩者之間的相關系數比較小，表明在經濟條件方面東亞地區目前雖然基本滿足組建最適度通貨區的動態約束條件，但并不適宜組建單一、全面的最適度通貨區。

兩岸四地貨幣一體化的理論分析

（一）最優貨幣區內生性假定與通貨區的自我強化

Frankel和Rose（1998）認為使用各項標準來判斷最優貨幣區的方法是不可靠的，因為最優貨幣區標準間有內生性、貿易開放度和經濟對稱性等標準，貨幣一體化會提高國家間需求沖擊和供給沖擊的對稱性，從而提高經濟周期的一致性，所以，一個國家有可能事前不滿足貨幣合作的標準，但事后滿足最優貨幣區的各項標準，從而獲得貨幣合作的長遠收益。

Frankel（1999）進一步明確提出了最優貨幣區內生性假定，并說明了這種動態關系，如圖1所示。橫坐標是潛在貨幣區的區內貿易聯系（反映貿易一體化程度），縱坐標是潛在貨幣聯盟成員的產出對稱性，反映經濟周期一致性。隨著區內貿易聯系的增加，加入貨幣區的收益將上升；而隨著產出對稱性的增加，放棄獨立的貨幣政策和匯率政策的成本將下降，因此使參與者加入貨幣區凈收益為零的臨界線（OCA線）斜率為負，即區內貿易聯系與產出對稱性具有替代關系。OCA線右上方代表潛在貨幣區的成員國應該組成貨幣聯盟，獲得的收益大于損失的成本；在線的左下方意味著加入貨幣區的將招致凈損失。

假定地區1當前處于圖1中的Q1點，就短期看該國加入貨幣區會招致凈損失，但是如果在貿易聯系和產出對稱性之間存在正向的聯系，即圖1中RR1曲線的斜率為正值，則加入貨幣區會減少外匯儲備成本和交易成本，促進區內貿易聯系提高和產出對稱性同步提高，降低加入貨幣區的凈成本。當該國從Q1變為Q2時，從而使加入貨幣區的收益為正。因此，在統一貨幣與區域內一體化、趨同性相互促進和依賴的條件下，各經濟體應以動態的眼光推動貨幣一體化，利用貿易聯系和經濟趨同之間的內生性，使各經濟體達到事后滿足最優貨幣區的各項標準，從而獲得貨幣合作的長遠收益，即貨幣合作是自我強化的。

如果一體化的進程提高國家分工程度，導致區內各經濟體產生不趨同的經濟周期，即圖1中RR2曲線的斜率為負，即使當前滿足OCA條件，但一體化進程的加速導致經濟的對稱性下降，則該國的未來收益為負，此貨幣區是不穩定的。

篇12

一、區域比較優勢理論概述

比較優勢理論最先有英國經濟學家大衛.李嘉圖提出。起初是應用在國際貿易理論中，每個國家都應根據“兩利相權取其重，兩弊相權取其輕”的原則，集中生產并出口其具有“比較優勢”的產品，進口其具有“比較劣勢”的產品。

二、糧食產業結構區域比較優勢分析

（一）糧食供給的區域優勢分析

冬小麥、玉米、地瓜是山東省的三大糧食產物，此外大豆、花生、稻谷也具備一定的產量規模，且也是主要的糧食加工企業的加工對象。

因此，本部分將選取這6種主要的糧食作物作為分析對象。考慮到糧食生產的波動性和風險性，本部分選取2010年至2015年6年的相關統計數據，計算6年所需指標的算術平均數作為計算比較優勢指數的依據。

將各地區的比較優勢指數按照魯東、半島地區、魯南地區、魯西、魯北地區、魯中地區進行匯總，可得出如下結論：半島、魯東沿海地區，包括青島、煙臺、威海、濰坊、日照等市，在玉米、地瓜、花生、大豆的種植上總的比較優勢明顯；魯南地區，包括菏澤、臨沂、棗莊、濟寧等市，在地瓜、大豆、尤其是稻谷的種植上總的比較優勢明顯；魯西、魯北地區，包括聊城、德州、濱州、東營等市，在冬小麥、玉米、大豆的種植上總的比較優勢明顯（東營在稻谷的種植上比較優勢最為明顯，但其他市則過低）；魯中地區，包括濟南、淄博、萊蕪、泰安等地區，在花生、地瓜、玉米的種植上總的比較優勢明顯。

（二）糧食消費的區域優勢分析

糧食產品不同于蔬菜、水果等其他農產品，可以直接進入一般消費者的消費領域中。糧食產品需要進行進一步的生產加工才能被一般消費者所接受。因此，初始糧食產品的需求者為各類糧食生產加工企業。本部分就是以山東各地的糧食生產加工企業為對象，分析糧食消費在區域上的分布特點。

作為糧食大省，全省各地設立了很多的糧食生產加工企業，能真正w現出消費區域分布特點的是那些大型的龍頭企業。因此，我們選取各地的上市企業為主要分析對象。

由上表可以看出：半島魯東沿海地區在糧食供給與需求的區域優勢上比較均衡，即該地區在玉米、地瓜、花生等糧食作物的種植上具有比較優勢，相應地該地區有6家糧食生產龍頭企業與之相匹配；魯西、魯北地區擁有3家以玉米為主要生產原料的上市企業，而該地區在玉米的種植上也具有比較優勢；而其他區則沒有建立相應地與種植優勢相匹配的糧食生產加工的大型企業；特別是魯南地區，在稻谷的種植上具有比較明顯的優勢，但是山東省內卻沒有一家以稻谷為主要生產原料的龍頭企業；冬小麥、玉米、地瓜是山東省的三大糧食作物，但是除玉米外，其他兩種糧食作物的利用效率并不是很高。

三、結論建議

根據糧食生產與糧食供給的區域比較優勢分析，建議對山東省的糧食產業結構進行重新布局與整合，形成3個至4個比較大的糧食產業集群，具體設想如下：

半島魯東地區集中種植玉米、地瓜、花生這三種糧食作物，發揮種植的規模效應，建立這三種糧食作物的產業集群，深度開發地瓜的生產加工工藝，扶持以地瓜為主要生產原料的相關企業，同時開發大豆種植與生產加工的潛力。魯南地區集中種植大豆、稻谷，建立這兩種糧食作物，發揮種植的規模效應，建立這兩種糧食作物的產業集群，研究相應的開發工藝，扶持相關的龍頭企業。魯西、魯北地區集中種植冬小麥、玉米這兩種糧食作物，尤其是冬小麥的種植，發揮種植的規模效應，建立這兩種糧食作物的產業集群，深度開發冬小麥的生產加工工藝，扶持相關的企業大力發展。

魯中地區由于地理位置的特殊，連接了魯東、魯南、魯西與魯北，可以根據其種植的區域比較優勢，集中種植花生、地瓜、玉米這三種糧食作物，發揮規模效應，既可以選擇建立相應的產業集群，又可以為其他各地區的產業集群提供相應的糧食作物。

參考文獻：

[1]山東省糧油作物區域比較優勢分析，郭洪海，中國農業資源與區劃【M】，2004，08

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1 研究區概況

葉爾羌河源于喀喇昆侖山北麓，資源頭向西北流，出山口水量控制站以上河長527km。中國境內流域面積9.36×104km2[2]。流域范圍包括新疆喀什地區的塔什庫爾干、葉城、澤普、莎車、麥蓋提、巴楚、岳普湖等7個縣和兵團農三師、公安系統的45個農林牧場，另外還有克孜勒蘇柯爾克孜自治州的阿克陶縣和阿克蘇地區的柯坪、阿瓦提縣及農一師的部分鄉和農場[3]。葉爾羌河徑流組成是：冰川融水占64.0%，地下水占22.6%，雨雪水混合補給占13.4%，其年內徑流量多集中在夏季，卡群站夏季（6-8月）徑流量占年徑流量的68.5%[4]。

2 徑流變化分析

2.1 徑流量年代變化特征分析

葉爾羌河不同年代徑流量有所差別（表1），1957-1966年間年均凈流量為62.59×108m3比多年平均徑流量少3.62×108m3，這個時段的最高徑流量83.97×108m3（1959年）。1967-1976年比上一時段多了1.86×108m3，比多年平均徑流量少1.75×108m3，徑流量最高值出現在1973年為85.39×108m3，1997-2006年徑流量最高值達70.87×108m3，比多年平均徑流量多4.66×108m3，這時段也是全研究階段最高值。變差系數 值為0.17，原因葉爾羌河以高山冰雪融水和雨水混合為補給，由于氣溫和降水的耦合關系，使得 值較小。

近50年來葉爾羌河徑流量波動中呈現增加趨勢，增加趨勢不太明顯（圖1）。徑流量回歸方程為y=0.1601x+64.135，R2=0.0476顯示葉爾羌河徑流量以0.16×108m3/10a速度增加。

2.2 年徑流量變化趨勢分析

時間序列為1957-2010年的共54a的資料，其Mann-Kendall趨勢檢驗結果（表1）。ZC>0說明葉爾羌河年徑流量是增加的。ZC>ZCa/2（a=0.05查表得到此時的ZCa/2=1.96），表明年徑流量增加趨勢顯著。

運用累積距平法[5]得出了距平累積曲線，分析近54年來葉爾羌河年徑流的階段性（圖2）。葉爾羌河近54年來的徑流量序列在前后期波動很明顯，1995年前后徑流量呈由少增多的趨勢，是趨勢波動點。徑流量在1997年之后有非常明顯的增加，說明徑流量的增加可以作為氣溫上升的滯后效應。

2.3 年徑流量變化突變點分析

突變點檢驗結果表明（圖3），卡群水文站沒有明顯的突變，只是在1995年Uf與UB在信度線±2.56之間有一個顯著焦點，且Uf隨后上升序列在90年代中期后出現徑流增多的趨勢。

2.4 徑流趨勢預測

2.4.1 徑流周期分析

葉爾羌河卡群站徑流周期表現為5、18、23a的變化周期，從F檢驗表可以查出，當a=0.10時， 5a和18a周期變化的F>Fa。葉爾羌河年徑流量時間序列周期以5a和18a為主，其中5a周期變化置信度比較高。表明葉爾羌河流域以5a為主周期（表2）。

2.4.2 未來變化趨勢分析

因葉爾羌河年徑流量存在周期性變化，所以，本文利用周期疊加趨勢模型對卡群站的年徑流量變化趨勢進行分析。

表3顯示此水文站年徑流量周期疊加趨勢模型的重要參數。卡群水文站年徑流量預測的均方擬合誤差為7.33（圖4），水文站實測值與擬合值之間的差異很小，說明模型擬合的結果置信度較高。年徑流量起伏振蕩明顯，但總體上呈現增加趨勢。2022年將會出現一次比歷年高的豐水年，年徑流量約為99.08×108m3。

3 葉爾羌河徑流量與其影響因子間的相關關系

葉爾羌河徑流量與其影響因子之間的定量相關關系，運用塔什庫爾干氣象站的年平均氣溫、最高氣溫、最低氣溫、夏季平均氣溫、年降水量、夏季降水量、7-8月降水量與葉爾羌河徑流量進行相關分析（表4）。

夏季平均氣溫的單相關系數最大，為0.84，原因是夏季氣溫升高，促進高山冰川和積雪融化，徑流量增多。說明促進葉爾羌河徑流量增多的重要因素是是夏季氣溫。而年降水量、夏季降水量、7-8月降水量與年徑流量呈負相關關系，相關系數分別為-0.34、-0.43、-0.56。

圖4 葉爾羌河卡群站年徑流量實測值與擬合值結果

河流徑流的變化主要取決于氣溫，但不能確切說明氣溫偏高，徑流量必然偏多。葉爾羌河1980和2009年氣溫高，但徑流量偏少，1998年氣溫最高，為54年來的最暖年份，但年徑流量不是最多，只有比多年平均徑流量多3.69×108m3。雖然徑流量的變化與降水沒有太大關系，但是降水量的增加，使得冰川的積累量增加，夏季冰川融化，調節河流徑流量。

4 結論

（1）近54年來，葉爾羌河最大徑流量和最小徑流量分別出現在1989年和1994年。在1997-2006年徑流量最高值達70.87×108m3，比多年平均徑流量多4.66×108m3，這時段也是全研究階段最高值。變差系數為0.17；

（2）葉爾羌河多年徑流量有不明顯的增加趨勢。說明葉爾羌河產流區（山區）人類活動對徑流的影響不大。經過Mann-Kendall趨勢檢驗，在0.05的顯著性水平下葉爾羌河徑流躍變顯著。徑流量以0.16×108m3/10a速度增加。卡群水文站年徑流量發生突變年份為1995年，從這一年后徑流呈明顯的增多趨勢；

（3）對葉爾羌河年徑流量變化周期分析表明，卡群水文站表現為5a主周期。將來卡群站年徑流量均明顯的遞增趨勢，相對平穩。其中2022年出現一次豐水年，高于歷年平均徑流量的38.46%。

參考文獻

[1]中國塔里木河治水理論與實踐.鄧銘江.北京：科學出版社[M]，2009：47-48，122-123.

[2]程其疇 著.塔里木河研究[M].南京：河海大學出版社，1993.

[3]滿蘇爾?提，阿吉尼沙?托合提.葉兒羌河流域水資源及其水文特征分析[J].新疆師范大學學報，2005，24（1）：74-78

[4]滿蘇爾?提，胡江玲.塔里木河流域水量變化對生態環境影響分析[J].干旱區資源與環境，2007，21（10）：83-87.

[5]何清，袁玉江，魏文壽，等.新疆地表水資源對氣候變化的響應初探[J].中國沙漠，2003，23（5）：493-496.

[6]劉天龍，楊青，秦榕，等.新疆葉爾羌河源流區氣候暖濕化與徑流的響應研究[J].干旱區資源與環境，2008，22（9）：49-53.