计量分析论文汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇计量分析论文范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

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当前，用户基本上都使用饱和蒸汽，通常用干度(指饱和蒸汽中的含水量多少)来衡量饱和蒸汽的质量好坏。最好的是干饱和蒸汽，一般称为过热饱和蒸汽，其含水量可忽略不计；干度差的称湿饱和蒸汽，含水量最多可达30%，这就存在着饱和蒸汽的“两相流”问题。因为任何蒸汽计量仪表在计算饱和蒸汽流量时所用的设计压力下的蒸汽密度值都采用其干度X=1时的数值，也就是干蒸汽的数值；同时，湿蒸汽因含有密度比干蒸汽大数百倍的液体水粒，在管道中流动时其速度要比干蒸汽小，这样所测得的差压值就低了，反映在仪表读数、记录上就存在着密度和流速受干度影响所带来的叠加性的双重负误差，并造成湿饱和蒸汽计量难度。

1.2蒸汽流量计量中的蒸汽密度补偿

计量饱和蒸汽或过热蒸汽常用质量流量，单位为kg/h或t/h。质量流量大小与蒸汽的密度有关，而蒸汽的密度又直接受蒸汽的压力及温度影响。在蒸汽计量过程中，随着蒸汽压力及温度不断变化，密度也随着变化，使质量流量也随着变化。如果计量仪表不能跟踪这种变化，势必造成计量误差。在蒸汽计量过程中，一般都是通过压力及温度传感器跟踪蒸汽压力及温度变化来达到密度补偿目的。饱和蒸汽的密度变化与其压力或温度成正比关系，因而单独通过测压力或测温度都可以对饱和蒸汽进行密度补偿。过热蒸汽的密度与其压力、温度成函数关系，而不是正比关系。过热蒸汽的密度补偿必须同时测其压力和温度。现代蒸汽流量计都具有白动密度补偿。

1.3蒸汽流量计量中的高温高压问题

高温高压是蒸汽计量又一显著特点，它造成大多数流量计量仪表难以适应，因而可供蒸汽计量的仪表种类不多。例如大型热电厂输送的过热蒸汽，有的高达500℃以上，压力高达10MPa以上。使用蒸汽计量仪表首先要考虑耐高温、高压，而且要求有良好的稳定性、可靠性、密封性。一般都请厂家专门设计制造，并留有相当的余地，以确保安全可靠运行。

2影响蒸汽流量计量的主要问题

当前，在国内关于蒸汽测量方面存在不少误区，很多用户往往认为购买了高品质的流量计就可以得到准确的计量结果。蒸汽的计量不同于其它流体如水、空气等介质，在实际测量中影响其精确测量的因素较多，经常会出现流量计本身检定合格，而实际却感觉计量“不准”的现象。影响蒸汽流量准确计量的因素主要有以下六个方面。

(1)量程比不足。量程比是指一个流量计能确保给定的精度和再现性的范围内，所能测量的最大流量和最小流量之比。但涉及量程比时我们必须小心，因为量程比是基于实际的流速，蒸汽系统一般的最大允许速度为35m/s，更高的流动速度会引起系统的冲蚀和噪音。而不同的流量计允许的最低流速是不同的，一般涡街流量计所能测量的最低蒸汽流速为2.8m/s，对于量程比不足的情况，应采用大量程比的流量计（GilfloILVA流量计的最低允许流速为0.6m/s，最大量程比可达100：1）或选择多个流量计并联。

(2)上下游直管段不足。对于传统的涡街或孔板流量计，其前后安装直管段要求分别约为20D和5D。如果上下游直管段不足，则会导致流体未充分发展，存在旋涡和流速分布剖面畸变。流速剖面畸变通常由管道局部阻碍（如阀门）或弯管所造成，而旋涡普遍是由两个或两个以上空间（立体）弯管所引起的。上下游直管段不足可以通过安装流动调整器来调整，最简单有效的办法是采用对上下游直管段要求较低的流量计。

(3)蒸汽的密度补偿不正确。为了正确计量蒸汽的质量流量，必须考虑蒸汽压力和温度的变化，即蒸汽密度补偿。不同类型的流量计受密度变化影响的方式不同。涡街流量计的信号输出只和流速有关，而和介质的密度、压力和温度无关，差压式流量计其质量流量与流量计的几何外型、差压平方根和密度平方根有关。①补偿精确度的差异。测温对补偿精确度影响较大。如采用相同精度等级的温度和压力感应器，测温误差引起的密度差异要大于测压误差。②压力测量影响因素。在蒸汽压力的测量中，由于引压管内冷凝水的重力作用会使压力变送器测量到的压力同蒸汽压力之间出现一定的差值。测压误差如果不予以校正，则会影响蒸汽密度的计算，引起流量计量的误差。对于上述现象，可在二次表（流量计算机内）进行零点迁移，既简单又准确。③温度测量影响因素。从流量计现场使用的情况来看，温度测量误差除了测温元件的固有误差之外，还同安装的不规范有关。

(4)蒸汽干度的影响。目前，用于测量蒸汽流量的流量计大部分为体积流量计，首先测得体积流量，然后通过蒸汽的密度计算质量流量，也就是假定蒸汽为完全干燥。但是，蒸汽并非完全干燥，如果不考虑蒸汽干度的影响，得出的数据会低于实际的流量。因此流量计的二次仪表（流量计算机）应该具有设置饱和蒸汽干度的功能。但在实际工况确定蒸汽的干度也很困难。如果能够改进蒸汽流量计入口处的蒸汽品质，则能改进蒸汽流量计的测量精度。

(5)管道振动。涡街流量计等对机械振动比较敏感，计量结果易受干扰，应对流量计前后管道作可靠的支撑设计。如管道振动不可避免，应采用抗干扰能力强的差压式流量计，如斯派莎克ILVA流量计。

(6)差压传送误差（差压式流量计）。一是零点漂移。差压变送器安装到现场投入时，往往发现零位输出出厂校验时的零位输出不一致。这种零位输出偏离称为静压误差。其调整方法是向正负压室通入相同的静压，将三阀组的高低压阀中一个打开，另一个关闭，将平衡阀打开，如果怀疑正负压室内尚未充满被测介质，则可通过正负压室上的泄流阀排尽积气（或积液），然后再检查变送器的输出。二是引压管布置不合理。引压管线应保证合理的坡度使管内可能出现的气泡较快地升到母管内，管内出现的杂质等较快地下沉到排污阀。引压管线应定期检查维护，确保无泄漏无堵塞。引压管的内径与被测流体的性质和引压管总长度有关，对于蒸汽系统，引压管的内径一般在10mm左右。为了避免正负压引压管内介质温度不一致，导致密度出现差异，引起传送失真，正负引压管应尽量靠近布置。当用于室外或严寒地区时，引压管中的液体可能会结冰，因此需要伴热保温，但应避免将伴热管直接绕在引压管上，导致介质部分汽化，出现虚假误差。

3提高蒸汽流量计量准确性的对策建议

3.1重视蒸汽流量计量仪表的正确选型

选择蒸汽流量计量仪表，应重点考虑两个因素。一是量程问题。蒸汽流量计量仪表计量不正常，主要是由于选型时量程不正确造成的。用汽旺季用汽量相当大，而用汽淡季用汽量又很小，用汽量相差过于悬殊，一般蒸汽计量仪表的流量范围就难以适应。必须明确流量测量范围，在此基础上选择符合相关运行参数的蒸汽计量仪表，使其能充分发挥作用。二是管道直径问题。在设计节流装置时，基本上都采用工艺提供的公称名义管径值，其实公称名义管径值与实际管径值还是有误差的，特别是卷管，公称名义管径值与实际值有时差值还较大，造成计量误差增大，测量的准确度就难以达到设计要求。国标规定：用来计算节流件直径比的管道直径D值应为上游取压口的上游0.5D长度范围内的内径平均值。该内径平均值应是至少在垂直轴线的二个横截面内所测得内径的平均值，内径的数值(用于设计的管道内径)应达到±0.3%。设计前最好实测管径，以减少计算误差。

3.2正确安装蒸汽流量计量仪表

任何蒸汽计量仪表都必须安装正确，否则就不可能正常的工作。例如在锅炉出汽口附近安装蒸汽计量仪表，在截止阀或管道弯头附近及管道的最低处安装蒸汽计量仪表都属于不正确的安装。正确安装蒸汽流量计量仪表，要做到五点。①在所安装仪表前后必须留有足够长的直管段。②蒸汽计量仪表不能安装在整套管路最低处。③必须高度重视冷凝器的安装。两个冷凝器亦须处于同一水平上，两个冷凝器的作用是使导压管中被测蒸汽冷凝并使正、负导压管中冷凝液面有相等高度及保持长期稳定；为不使冷凝液面波动对测量产生误差，冷凝器的有效容积应大于所使用的差压变送器工作空间的最大容积变化的3倍，在水平方向的横截面积不得小于差压变送器的工作面积，系统确保密封良好，严禁泄漏；要充分考虑维护、拆换、吹扫便利。④导压管长度最好在16m内，内径最好选用Φ10-16mm以防堵塞为好。导压管全程保温并确保正、负管处于同等温度以免密度变化引起误差。⑤装测温元件地方最好在节流件下游侧10D以外处，在管道或正压管上取压时，如压力变送器装在节流装置下方，必须对压力变送器的管路液柱值进行修正，以提高计量准确度。

3.3严格规范蒸汽流量计的操作

(1)仪表投运。蒸汽流量计投运操作时，首先关闭差压变送器的正、负阀，稍开一次阀，检查各阀门、导压管等有无泄露，如无泄露将一次阀全开。打开排污阀排污并让蒸汽排出后关闭排污阀，等一段时间让冷凝器及导压管内充满冷凝水后才能开始正常投运。步骤如下：①开启平衡阀；②缓慢开启负压阀门；③随即开启正压阀门；④稍停片刻后同时关闭正、负阀门；差压变送器调整静压误差在第④步后进行，同时必须待冷凝器内液面一致平衡时才可进行，否则将带来液柱静压误差；⑤再开启正、负阀门；⑥关闭平衡阀，仪表启动。注意在向差压变送器的正、负容室充灌液体时，应先旋开容器上的排气螺钉，使气体排出后再进行充灌。

(2)仪表的运行。在长期运行后，无论管道还是节流装置都会发生变化，如结垢、磨损、腐蚀等。节流件是依靠结构形状及尺寸保持信号的准确度，任何几何形状尺寸的变化都会给测量带来误差。而测量误差的变化并不能从信号中觉察到，因此对节流件定期检查是必须的。由于企业的连续生产性质，一般是与检修同步进行。如果几何尺寸变化不大仍可继续使用，但应根据实测数据对设计数据进行修正，以保证测量的准确。

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一、会计信息质量特征：相关性与可靠性

(一)相关性与可靠性的涵义关于会计信息的相关性，国际会计准则委员会(IASC)认为，当信息能够通过帮助使用者评价过去、现在和未来事项或确认、更改他们过去的评价，从而影响到使用者的经济决策时，信息就具有相关性。而美国财务会计准则委员会(FASB)的概念公告对相关性所下的定义为信息导致差别的能力，并把预测价值、反馈价值与及时性并列为相关性的标志。相关有一般相关与特殊相关之分。一般相关是指满足现有的和潜在的投资者、雇员、贷款人、供应商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相关是指会计信息与某类信息使用者的特定决策相关。相关性也是相对的，在相关与不相关之间还存在着低度相关、高度相关等程度不同的相关。值得注意的是相关性是指会计信息在内容上与决策相关，不涉及信息的可靠与否。也即不具备可靠性的信息并不妨碍其相关性。如会计信息使用者需对某企业上年的盈利能力做出决策，那么该企业上年度的净利润就是与之相关的会计信息。虽然此数值可能是该企业利用虚假业务编造出来的，但这不影响净利润数值与特定决策的相关性。只能说明该净利润数值这一相关信息由于不具备可靠性而丧失了有用性。关于会计信息的可靠性，至今没有一个权威的定义。IASC认为资料当其没有重要差错或偏向并能如实反映其所拟反映或理当反映的情况，而能供使用者作依据时，资料就具备了可靠性。而FASB把反映真实性、可核实性和中立性并列为可靠性的标志。其中反映真实性是可靠性的灵魂，而可靠性和中立性则是验证可靠性应具备的条件。由此可见，可靠性是指会计信息能够再现重大的财务关系。可靠性不同于真实性，真实性是完全的再现，而可靠性允许有误差的幅度，是相对的，是否可靠还取决于会计信息允许包括误差的程度，允许误差的程度则决定于这种误差不致于降低信息的有用价值。不影响决策的正确性。虽然估计和假设是会计所固有的，但并不会损害可靠性。国际会计准则委员会在《编制财务报表的框架》中提到，成本或价值在许多情况下都需要估计，合理的估计是会计报表编制工作的一部分，这并不会损害其可靠性。

(二)可靠性与相关性关系的合理判定由以上分析可见，可靠性与相关性是会计信息的两个独立的质量特征，在内涵上互不影响：信息是否相关不需要可靠来支持。信息是否可靠也与相关性毫不相干。但要达到会计信息有用性这一目标，会计信息必须同时具备相关性和可靠性，两者缺一不可，否则会计信息就丧失了有用性。亦即相关又可靠的会计信息一定是有用的，而有用的信息肯定同时具备一定的相关性与可靠性。首先作为相对概念，在量的规定性上，相关性与可靠性并非总是在同一方向上影响信息的有用性，但又必须尽可能地统一于信息有用的目标之下。提高一定程度的相关性，在特殊情况下可以牺牲一定的可靠性，同样，为了达到更高的可靠性，也可牺牲一定的相关性，只要能满足对决策有用的目标即可，两者的度可根据具体情况灵活把握。如预测性信息具有极高的预测价值，即相关程度很高，但由于其反映的是未发生的经济业务，可靠性必然较差，只要编制该信息所依据的基本假设、所选用的会计政策及预测的编制基础是合理的，就可达到信息使用者决策有用的目标，而不必强求该预测信息一定可以实现；而历史成本信息，由于其具有可核实性这一其他计量属性无可比拟的优点，可靠性较高，但由于其反应的是过去的交易和事项，与面向未来的决策相关性就差一些，但权衡利弊仍能满足信息使用者的需要。这是在各界对历史成本提出强烈批评的情况下，这一计量属性仍未退出历史舞台的原因。其次，在考虑会计信息的决策有用性时，相关性与可靠性之间并不必然存在此消彼长，互相矛盾的关系，两者必需兼顾。当一方提高时，在保证信息有用的前提下，允许另一方有所下降，但并不意味着一方的提高必然导致另一方的下降。应该遵循效益大于成本原则，追求会计信息的可靠性与相关性的共同提高，以便更大程度地满足信息使用者的需要，这也是会计自产生以来的发展方向。如果一项会计创新，在导致所提供会计信息的可靠性与相关性比已有信息都有所下降的情况下，仍能在新的方面满足信息使用者的需要，也是可行的。为了达到会计信息有用性这一目标，在不同的情况下，两者各自的程度会在一定范围内有所波动，但由于不存在此消彼长的关系，其间也就不存在谁更重要一些的问题，即不存在一定要牺牲一定程度的可靠性去换取更大的相关性，或一定要在保证相关的前提下，尽可能提高可靠性的问题，这都是实际工作中相关与可靠之间权衡的特殊情况，不具有一般性。

二、公允价值的内涵及其计量

(一)公允价值的定义IASC将其定义为：在一项公平交易中，熟悉情况、自愿的双方交换一项资产或清偿一项债务所使用的金额。FASB的定义是：公允价值，指在当前交易中，自愿的双方买入(承担)或卖出(清偿)-项资产(负债)所使用的金额。我国会计准则的定义是：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。由此可见，公允价值的认定依据是市场上对资产或负债公平、自愿的交易金额，从本质上讲，公允价值是一种基于市场信息的评价。

(二)公允价值的内涵及外延公允价值是很广的概念范畴，并不仅是与其他计量属性相并列的概念，可以说是其他属性存在的基础，即需要反映交易和事项内含的公允的价格，并同时兼具可靠性、相关性的信息质量特征。公允价值概念是会计环境变化的产物，绝不仅是现有会计计量属性的简单统一。一般认为，公允价值是与历史成本相对立的复合计量属性，这包括两层含义：公允价值不包括历史成本；公允价值可包括现行成本、现行市价、未来现金流量现值等，其与现行价值概念十分接近。但公允价值和历史成本并不是对立的，因为历史成本和公允价值在逻辑上是一致的。历史成本(收入)作为已经发生的交换价格，是过去某个时点的公允价值。而现行成本、可变现价值、现行市价，以及短期的可变现净值和以公允价值为计量目的的未来现金流量的现值，在没有实际交换价格的情况下，通过模拟实际交换价格来实现公允价值的方式，也可以看做是公允价值的表现形式。因此，公允价值概念与上述各计量属性之间的关系并不是必然的，是有一定条件的，只有符合公允价值定义、具有相关性和可靠性质量特征的上述计量属性才是公允价值。

三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量

(一)公允价值的相关性公允价值反映的是在特定的时点和经济状态下，市场对资产或负债的定价，而公允价值的变化，也反映了市场对资产或负债所认可的价值变化。在完善的市场中，市场定价反映的是所有市场参与者对资产或负债价值的期望值，是统计上具有无偏性的指标，这个指标中包含了所有影响该资产或负债价值的信息。在知识经济时代，大量新业务不断涌现，企业的某些无形资产。如商誉、知识产权、人力资源、衍生金融工具等在现有的计量模式下遇到了难题，这些都影响了会计信息的相关性和有用性。而采用公允价值则能够对这些资产进行确认和计量，以满足投资者对这些与决策相关信息的需要。相比较而言，历史成本反映的是在资产获得时或者负债形成时市场对其价值的评价，而市场只有在资产转让或负债偿还时才反映其价格的变化，即被确认为利得或损失。这种会计处理方法与瞬息万变的金融市场是不相符的，更何况转让或偿还并不是导致损失或利得发生的原因。

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中图分类号G304 文献标识码A 文章编号 1674-6708（2013）90-0001-02

0引言

国际科学史权威刊物ISIS是由科学家萨顿1912年在比利时创刊。1913年三月出版第一卷至今，已出版103卷。萨顿作为《ISIS》第一任主编，对《ISIS》具有巨大的贡献。萨顿在《ISIS》的首卷第一期《ISIS之目的》一文中明确指出：“《ISIS》是哲学与科学的哲学杂志；是历史与科学的历史杂志；是社会学与科学的社会学杂志。”[1]

很显然，ISIS是集人文科学、社会科学和自然科学于一身，熔科学史认识论、方法论和价值论于一炉，是一份综合性很强、内容丰富、水平很高的国际科学史权威刊物，被誉为百科全书式的杂志[2]。本文主要选取ISIS（1913-2012）的研究论文作为研究对象进行计量研究。

1 ISIS研究论文的内容计量分析

根据ISIS的目录，本文主要选取研究论文按学科和断代进行计量统计。按学科可分为数学科学、物理学、生物学、地球科学、医学、技术、其他；本文以十年为时间单位并将分类的研究论文数占总研究论文数的20%作为划分热点的标准对ISIS研究论文进行计量统计，详见表1。

按断代分为古希腊时期、中世纪时期、16世纪～21世纪和其他。详见表2。

从表一数据中我们可以清楚地看出，ISIS（1913-2012）研究论文的领域统计分类所占比例分别为数学8%，物理科学28%，生物科学9%，地理科学4%，医学7%，技术4%，其他40%，总计1794篇。

很显然，在1913-2012年这100年中物理科学的比重平均超过20%，一直是科学史研究的热点，这与物理科学是自然科学的研究热点关系密切相关。数学在1913-1922十年中，比重超过20%，可以称为是阶段研究热点。其他类所占比例远远超过20%，这是由于其中包括科学社会学和人类学视角受到更多的关注。

从表2ISIS研究论文的内容断代中得出古希腊和中世纪的比例呈下降趋势，而19和20世纪呈逐渐递增趋势，这说明这两个时间是研究热点。其他类仍占有最多比重，这是由于20世纪以来科学社会和人类学普遍受到关注。

从图表的数据显示上看，现代科学史研究趋势已超越古代科学史。从而反映出科学史的发展趋势已从近代科学的源头希腊科学向“现代性”型的科学通史转化。不同的科学观导致科学史的关注度不同，从而导致科学史的发展趋势出现变化。20世纪以来80年代以来，科学史的发展趋势已从科学思想史向科学社会史发生转变，科学社会史成为科学史的新的研究热点，备受关注。科学史的发展迹象也从实证角度向科学事实发生着更深层次的变化。

2结论

从上面对研究论文的计量研究判断出这一时间科学史的研究热点。依据图一，就ISIS而言物理科学都是这一时间段的研究热点，这说明物理科学就是科学史研究的热点。生物科学和医学都在呈上升趋势，这说明他们有望成为科学史的新的研究热点。依据图二，我们得出19世纪，20世纪的研究占一半以上，这说明科学史的研究已接近现代研究，而不是以古代和中世纪为主。

通过分析100年来科学史权威刊物ISIS在研究论文方面的统计数据，大体反映了百年来世界科学史研究发展的基本趋势。从科学史内在逻辑看，表现为从物理科学研究一枝独秀到多门学科并举；从科学史发展的社会与境看，交叉学科关注度的增加，反映了科学社会化程度的提高，对科学史的综合研究已经成了当代科学史的一门显学。正如袁江洋研究员所说，科学史正面临着一场新的综合。

参考文献

[1]G.Sarton.Historie de la Science.ISIS，1913，1：4-5.

[2]G.Sarton.Le but d’ISIS.ISIS，1913，1：1.

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〔摘 要〕本文选取中国学术期刊网络出版总库作为数据来源，对我国市场营销领域2000-2011年的文献从年代分布、期刊分布、作者分布、关键词分析、机构分布5个方面进行计量研究，得出一系列的相关结论。

〔关键词〕市场营销；文献计量；布拉德福定律；洛特卡定律；研究热点

市场营销学（Marketing），又称市场学、销售学、行销学、市场管理等，是发源于西方发达国家的一门“很接近实务”的经济管理学科。它是在不断认识社会化大生产和商品经济发展过程中具有普遍意义的现象、关系、规律和不断解决企业营销活动中的矛盾的过程中发展壮大起来的，是对近百年来西方工商企业市场营销实践经验的概括和总结。自20世纪70年代末期始，越来越多的人加入到这门学科的研究行列中，许多企业在运用市场营销理论指导实践时收效显著，客观上推荐了我国企业市场营销学的研究进程。中国大陆地区市场营销学的普及速度之快、范围之广令世人瞠目[1]。在这样的背景下，我国涌现了大批关于市场营销的文献，笔者通过对我国市场营销领域近十二年的文献计量分析，希望能够给此领域的研究工作者以后的研究方向提供一些参考。

1 数据收集及预处理本文选取中国学术期刊网络出版总库作为数据来源，该数据库收录国内学术期刊7900多种，核心期刊的收录率96%，文献覆盖率较高。检索时间为2012年10月1日，检索项为“关键词”，检索词选取“市场营销”，检索年代为2000-2011年，并将文献来源限定为“核心期刊”，匹配设定为“精确”。即检索条件：关键词=市场营销核心期刊年=2000-2011。检出符合条件的文献共计3634篇。为使研究结果更为精确一些，笔者对得到的原始数据进行了初步处理，笔者剔除了征稿通知、在线订阅通知、关于市场营销的政策规定及意见、会议通知、揭牌工程、专业介绍、学校院系介绍、领导讲话记录、一些启事等与研究无太大关系的文章，共计219篇，所以最终参与分析研究的文献有3415篇。其中有作者文献3335篇，无作者文献80篇。笔者将文献来源设定为“核心期刊”，是鉴于核心期刊上发表的相关领域的论文往往具有较高的价值，而且发表在核心期刊上论文也大都科研水平比较高，紧跟相应学科的研究步伐和研究热点。所以对发表在核心期刊上某领域的论文进行文献计量研究，能够在很大程度上反映该学科的研究现状和近年研究热点。

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一、引言及文献综述

纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。

长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。

伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。

针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。

在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。

空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。

针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。

二、江苏省县域经济活动的空间相关性

首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。

接着，通过计算县域人均GDP的MoransI指数对其空间相关性进行检验。Moran''''sI是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa0.9.5软件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。

进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中HigllHigh部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。

由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。

三、变量选取、数据来源与模型设定

(一)变量选取与数据来源

本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。

此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。

(二)模型设定

1经典线性回归模型

基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)

其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。

2空间计量经济模型

针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：

第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。

第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。

3空间计量模型的选择

Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。

四、实证检验与结果分析

为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Loglikelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。

接下来，采用GeoDa0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran''''sI指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，RobustLM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。

首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。

其次，根据Loglikelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Loglikelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。

最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。

五、结论及政策含义

(一)主要结论

1江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应——即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力——远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。

2以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。

(二)政策建议

篇（6）

在现代企业中，内部机构设置的科学性可以反映企业管理的先进性，而内部机构的设置具体又表现在人员的结构和分布上。在以前的计划经济体制下，商品稀缺，我国的企业机构设置呈“纺锤性”，企业的生产经营重点是生产，生产一线人员很多，而市场营销人员利科研人员相对较少。随着经济的发展，这种机构的设置已远远落后于时代的要求。前不久，已经审理结案的全国最大的国企破产案――阿城糖厂的破产为此作了一个痛苦的注解。阿城糖厂拥有员工五千多人，“一年之内中层干部的人数增加了近4倍，从40人增加到了188人。但令人不解的是，在市场竞争日益激烈的情况下，该厂销售人员却一直没有增加。”（引自中国电视报《新闻调查》）市场销售人员仅二十多人。现代企业管理和营销理论认为，市场经济下，一个理想的人力分布配置应里“哑铃型”，企业的科研人员和营销人员相对来讲应该较多，而生产人员应该较少。在这种情况下，我们就可以按人力资源的作用即生产部门人力资产、管理部门人力资产和销售部门人力资产对人力资产分别确认。这样一来，信息需求者就可以了解企业的人力资源的分布，从而可以分析企业的人力结构是否合理，据此还可以作为预测企业的未来前景的工具之一。二、关于人力资产的特点

人力资产是相对于物资资产而言的，因此，搞清两者关系是正确提供人力信息的前提。物资资产目前一般按流动资产和非流动资产两大类来计量。非流动资产一般来说是一次性投入，并且企业一旦取得某项非流动资产，此项资产就属于企业所有，企业对其拥有完全的所有权或控制权，然后按此项资产在企业收益的受益期长短来分摊其价值。流动资产流动性较强，一般是分期购买，分期计量。同样，企业对其也有着完全的所有权。但“人”却不同，“人”不仅是社会生产的基本要素和生产力的主导因素，还是有血有肉、有思想、会思维的高级动物。企业可以通过支付工资等费用来拥有人的劳动力使用权，但企业不可能对人本身拥有所有权和控制权。可见，人力资产的使用权和所有权是分离的。计量物资资产时，由于企业拥有对物本身的所有权或控制权，计量对象是物本身，计量人力资产时由于企业没有也不可能拥有对人本身的所有权和控制权，如果把人本身作为计量对象是不恰当的。经济理论告诉我们，企业所拥有或控制的只能是人的劳动力，也即人力资源的计量对象是劳动力，是人所具有的能力，使用该能力可以为企业创效益做贡献。由于计量的对象是劳动力，而劳动力是没有实物形态的资产，这样一来人力资产就具有无形资产的特征。同时我们也知道，企业中的人力资产的流动性是不一定的，有的终生服务于企业，有的经常变换单位。也就是说在总体上人力资产既有流动资产的性质又有非流动资产的特征。三、关于人力资产的计量

由于人国资产具有上述特点，应该如何对其进行科学的计量呢?

目前，普遍的方法是将各种费用资本化或者将人力资产使用期间的各种费用折现，然后，再将其在以后期间内摊销，这种方法类似于固定资产折旧的处理方法。但是，这种处理方法有很多缺陷。首先，该方法所涉及到的资本化或折现时间是主观确定的，同时所用计量模式中涉及的有关数据，例如折现法中的原值，还要随着时间的变化不断调整。这样一来，会计所提供的有关人力资源信息的可核性和反映真实性必然较低，从而信息的可靠性就受到怀疑。另外此方法的可操作性也很低。

我认为，我们完全不必利用上述方法来计量有关信息，而可以根据其不同的费用采取不同的处理方法。企业取得人力资产之前，必然要发生一定的费用支出，如招募成本，选择成本，录用成本，安置成本，取得人力资产后还要发生一定的培训费。对于前者，由于费用是在资产取得之前发生的，并且费用的发生与资产的取得与否没有直接关系，如果花费在特定对象身上的支出有效，也就是说，对某人力资产的费用支出结果是取得了该资产，那么此费用应该计入该人力资产价值，反之，如果也计入此人力资产的价值，则很不恰当，而是应作为当期费用处理(这类似于研究开发费的处理)。对于有效费用和随后发生的培训费如果有合同并且数目较大则在合同期内摊销，如没有合同则在三到五年或更适当的年限内摊销；如数目较小，则作为当期费用处理(这类似干固定资产修理改良费的处理)。人力资产取得后，正常情况下企业都会每月支付工资，而支付工资是企业对劳动者的劳动力使用权的购买。

我们可以这样认为，一项人力资产的取得，是企业多了一位供应商，此供应商供应给企业的是劳动力这一特殊的商品。在有效人才市场假设下，企业每月付款，供应商定期供货，否则，如果供应商不满意，就会停止供货，这表现为员工离开企业，同样如果企业不满，则停止购货，这表现为企业解雇员工。这样一来，企业就好象在购买如原材料这样的流动资产。会计处理时就可以参照类似于原材料等流动资产的处理方式，借记“人力资产”，贷记“应付工资”或“银行存款”等科目。这样做的原因或好处如下：

其一，这种做法所提供的信息的相关性较强。会计信息的提供也应贯彻“以需定产”的原则，从需求者的角度出发。我个人认为，会计信息的需求者更关心的是人力资源为企业创造的价值大小，期望人力资产信息能帮助他们预测企业未来的现金流量，对人力资源价值的需求相对而言要小些。也就是说，利益关系人并不太在乎企业人力资源本身的价值大小，他们更关注企业取得和利用人力资源的成本和人力资源给企业带来的效益。

其二，此法的可靠性也较高。这里的会计计量所用的是投入价值中的历史成本，而历史成本的可靠性是不言而喻的。

第三，前面已经讲过，影响人力资源的因素有很多，除了工资因素以外还受工作环境和社会关系等各方面的影响，人们追求的既有物资上的享受又有精神上的满足。而精神方面是难以衡量的。但在一个有效的人才市场中，买卖双方必定会权衡自己物质上和精神上的得失，工资可以很好地充当交易的显示器。长远来看，如果交易价值较低则在某种程度上说明人力资产在该企业得到了较好的精神满足，而人力资产精神的满足程度又从侧面体现了企业的人力资源管理水平高低。

篇（7）

贸易多元化战略实施以来，我国对外贸易的商品结构和市场结构已经产生了一些喜人的变化，在宏观方面的表现更为明显。

（一）贸易多元化，有利于抵抗地区贸易集团对我国外贸的负面影响欧盟、北美自由贸易区等地区贸易集团的产生和发展会产生贸易转移效应，使得集团成员国与非成员国的贸易被集团内部的贸易所替代。我国目前游离于各主要地区贸易集团之外，从而成为地区贸易集团负面影响的首当其冲者。比如，北美自由贸易区建立后，墨西哥对美国的纺织品出口就超过了我国。幸而我国的纺织品在世界其它国家的市场都很大，我国的纺织品出口才没有受到太大的影响。所以，只有推行多元化战略，才能抵抗其它国家结成地区贸易集团对我国外贸的负面影响。

（二）贸易多元化当然也有利于分散风险和促进贸易的长期发展亚洲金融危险爆发以后，尽管我国的外贸环境随之恶化，但我国的外贸仍能取得一定的增长，就是最好的说明。

通过使用经济计量模型分析，对我国实行多元化战略的效果进行计量分析，将使我们对我国贸易多元化的现状及存在问题有更深的认识。

二、计量分析（一）：贸易地理方向集中化指标

首先，将我国出口地理方向分为美国、日本、法国、英国、意大利、加拿大、澳大利亚、其它发达国家、非洲国家（除埃及）、香港地区、亚洲国家地区（除香港、中东国家）、欧洲国家、中东国家、拉美国家、大洋洲国家（除澳大利亚）15个分方向。分别计算某一年我国对某分方向的出口额占该年我国总出口额的百分比，再求这一组15个百分比的标准差。这个标准差，就是衡量这一年我国出口地理方向集中化程度的指标。在下文中简称为“出口集中化指标”。

同样可以计算我国的“进口集中化指标”。这里计算了1986-1995年中国、美国和日本历年的“出口集中化指标”和“进口集中化指标”，1996-1997年中国的“出口集中化指标”和“进口集中化指标”。计算美国和日本的相应指标的时候，只要将原来中国对美、对日的分方向改成美国对华、日本对华即可。

以往用于衡量贸易地理方向集中化（分散化）程度的指标一般是对前10大贸易伙伴贸易占全部外贸的比重。这一指标并没有充分利用外贸的全部结构信息。而“出口集中化指标”和“进口集中化指标”就没有这一缺陷。而且所选取的分方向可以根据需要进一步细分中归并。

如右图，有以下结论：

附图

以上数据由《世界经济年鉴》引自国际货币基金组织的《贸易方向年鉴》。

我国在1989-1993年出口集中化程度曾出现一个波峰；1994年开始呈轻微下降趋势。作为对照的美日同期变化幅度保持在2个百分点内。我国进口集中化程度在80年代末呈现下降趋势，90年代则呈上升趋势，特别是1996、1997年两年的上升速度最快。美日同期进口集中化程度没有明显变化。剔除我国1989-1993年出口集中化程度的波峰，则1986-1995年3国的进出口集中化程度排序为：日本〉中国〉美。

首先，我国1989-1993年出口集中化程度的波峰，是因为当时西方国家对我国的制裁，迫使我国出口用转口的方式取道香港。结果，在那几年间，我国对香港出口占我国总出口40%以上。从而大大提高了出口集中化程度。1993年开始，由于全方位对外开放战略的推行和西方国家对我制裁的基本解除，我国出口集中化程度也就迅速下降。1994年开始的下降趋势则反映了1994年开始推行“大经贸”战略的效果。同期美日出口贸易地理方向集中化程度呈现出轻微上升的趋势；数据显示，这与其对我国出口占其总出口的比重上升有关。总的来说，这一趋势有助于缓解我国与美日两国的贸易争端。

其次1996、1997两年我国进口集中化程度的迅速上升主要是因为我国从日本和香港以外的亚洲国家和地区的进口额相对（相对于我国总进口，下同）上升，而从中东、非洲和拉美国家的进口相对减少。这反映了多元化战略在进口方面的推行并没有收到太大效果。同期我国从美日的进口都相对下降，这对进口集中化程度的上升多少有一些缓解作用。

最后，3国的进出口集中化程度的排序，一方面反映了美国作为经贸大国，其经济全球化程度相当高；另一方面也反映了作为贸易盈余国的日本和中国，其出口分散化受到其它国家购买力等因素的限制。

三、计量分析（二）：偏相关系数模型

本节的分析通过计算中国和它国的外贸总额的偏相关系数和显著性，利用逐步剔除法寻找对中国外贸长期发展影响较大的国家，从而找出外贸多元化的目标。偏相关系数是在考察多个变量时，剔除其它变量的影响，仅考虑选定变量相关关系的指标。优点在于能反映出选定变量真实的相关关系。缺点在于相关关系并不等于因果关系。所以本节所选取的国家都是1996年中国前15大贸易伙伴（其比重都超过了当年中国外贸总额的1%），所使用变量是各国的外贸总额。

逐步剔除法是每一次计算都剔除上一次计算得出的偏相关系数达不到选定置信度水平，显著性水平由最低的变量，直到剩下的变量都达到选定的置信度水平为止。本文所选定的置信度水平要求α=1%。

第一次选取1950-1996年中国、美国、日本、欧盟5国（法国、英国、意大利、荷兰和西班牙，以下简称欧盟）、澳大利亚、加拿大和印尼。计算的结果如下：

结论是，在选定贸易伙伴中，美日在1%的置信度水平下被证明与我国外贸发展相关。尽管美国与我国在1954-1971年没有直接贸易，中美贸易的发展也是80年代才真正开始的。但因为美国始终是世界贸易大国，对全球国际贸易的发展起着决定性的作用，其对我国外贸发展也始终发挥着不可忽视的影响，即使是在和我国不存在直接贸易的时期，它也有巨大的间接影响。偏相关系数正因为可以通过剔除其它因素的影响，所以能把美国对我国外贸发展的直接和间接的影响都分离出来加以衡量。

表1简单相关系数

*

*对角线左下方是偏相关系数，右上方是对应偏相关系数的置信度（参照表1、3）

从表4可以看出我国外贸发展与美国呈正相关关系，与日本呈现负相关关系。这表明我国外贸与美国是互补关系，与日本则是竞争关系。要指出的是，上述结论是以全球国际贸易为背景作出的，并不仅仅考虑两国的贸易和分工。

以上是第一次计算的结论。第二次计算与第一次的原理和步聚相同。不同的是，第二次计算的数据区间是1978-1996年，在变量中增加了韩国的外贸额（见表5-8）：

附图

*

以上数据，1950-1981年由《世界经济统计摘要》引自《联合国统计月报》；

1982-1996年由《国际统计年鉴》引自《联合国统计月报》。

结论是，在选定贸易伙伴中，美国、欧盟和韩国在1%的置信度水平下被证明与我国外贸发展相关。美韩与我国外贸呈正相关关系，欧盟呈负相关关系。

改革开放以来，我国外贸发展受到美国和韩国外贸发展的正向影响。这说明改革开放使我国逐步融入国际市场。与韩国的关系正常化，也对我国外贸发展起了积极作用。数据显示出我国与欧盟国家是竞争关系。这有两点原因：一是欧盟经济一体化过程中的贸易转移效应在起作用，二是反映了近年来我国与欧盟国家之间频频发生的贸易争端。

因为贸易多元化的目标之一就是避免我国外贸发展过于受某一国或几国的支配，所以找出对我国外贸发展影响密切的国家和地区，也就分清了在推行贸易多元化战略时对各个国家所应采取的不同态度。

对其外贸发展与我国正相关的国家，应使我国外贸总额的增长速度快于我国与该国贸易的增长速度；对其外贸发展与我国呈负相关的国家，则应与其展开竞争；其外贸发展与我国无显著相关关系的国家，则是我国发展外贸的对象。

四、计量分析（三）：马尔可夫过程模型

首先，我国的贸易地理方向是一个组合。这个组合在马尔可夫过程中，被看成是一个状态，基本思想是研究系统在不同状态间转移的规律，并据此进行预测。假定转移的规律满足齐次马尔可夫过程，即系统在不同状态间的转移（即贸易地理方向的改变）遵循相同的规律，与转移发生的时刻无关。这里，不同的状态用向量表示，状态转移的规律则用转移矩阵表示。

经验表明，经济系统对齐次马尔可夫过程假定的符合是一种长期的符合。因此不能用任意相邻两年的转移矩阵来代表状态转移的规律，而要用最小二乘法对转移矩阵进行估计。具体方法如下：

将我国贸易地理方向分为港澳地区、美国、欧盟12国、其它欧洲国家、其它亚洲和大洋洲国家、其它美洲和非洲国家7个方向。我国贸易地理方向的初始状态向量为X[,0]=(X[(0),1],X[(0),2],X[(0),3],X[(0),4],X[(0),5],X[(0),6],X[(0),7])，其中X[(0),i](1《i《7)表示我国对第i个方向的贸易比重。同理，记k年后我国贸易地理方向为X[,K]=(X[(k),1],X[(k),2],X[(k),3],X[(k),4],X[(k),5],X[(k),6],X[(k),7])。记马尔可夫过程的转移矩阵为P,X=(X[,0],X[,1],……X[,46])[T],Y=(X[,1],X[,2],……X[,47])[T],则P的最小二乘估计为：附图=(X[T]X)[-1]X[T]Y对从1997年开始k年后我国贸易地理方向的预测向量为X[,47+k]=X[,47]附图[k]。

将1950年——1997年我国的进出口额数据代入，可得如下结果（见表9-11）：

附图

附图

附图

预测的结果表明，如果目前的贸易多元化趋势维持下去，到了2007年，美日在我国出口的份额会明显下降；欧盟12国、其它亚洲和大洋洲国家、其它美洲和非洲国家会略有下降；港澳地区会重新上升，欧盟12国以外的其它欧洲国家所占份额会明显上升。

进口方面，到2007年，美日、其它亚洲和大洋洲国家在我国进口的份额会明显下降；欧盟12国、其它美洲和非洲国家会有所上升，港澳地区也会重新上升，欧盟12国以外的其它欧洲国家所占份额会明显上升。

综合来看，到2007年，美日、其它亚洲和大洋洲国家在我国外贸的份额会明显下降；欧盟12国会略有上升，港澳地区、其它美洲和非洲国家会上升，而欧盟12国以外的其它欧洲国家所占份额会明显上升。

所以，我国推行贸易多元化战略的效果是喜忧参半的。美国和日本在我国外贸中的重要性在下降，这是良性的。但对非洲和拉美出口比重的降低说明我国还不能大规模地进入发展中国家的市场。在这一方面推行贸易多元化战略的效果是不明显的。反观我国外贸发展的历史，在我国的经贸较不发达的时期，选择向发达国家和地区出口初级产品无疑是一种避免与其直接竞争的明智做法。但当我国的经贸逐渐发展起来以后，就应对发展中国家和地区扩大制成品出口，这是符合产业升级的要求的，也必然会引起和发达国家地区在全球市场上的竞争。显然，我国还没有完成这一转变。

最后，将第二节中提出的“集中化指标”与本节的计算结果结合起来，可得下图：

附图

可以看出，今后几年内，我国的出口集中化程度将轻微下降，进口集中化程度将先降再升，综合的效果是总贸易额的集中化程度将下降。

五、结论和建议

我国的贸易地理方向长期处于高度集中的状况，始终受美国的影响，从主观上说，是和我国企业的营销习惯和落后的营销技术有关，从客观上说，是和我国所处的外部环境和避免与发达国家直接竞争的需要有关。推行贸易多元化战略对我国是必要的，所带来的收益远大于付出的成本。

从效果来看，出口多元化比进口多元化做得更好，降低美国和日本在我国外贸中的比重比提高非洲和拉美国家在我国外贸中的比重做得更好。

具体来说，一个市场是否有利于我国进入，主要基于对以下几方面的判断。

经济互补性，最与我国有互补性的，一个是处于发达国家顶端的美国，一个是处于发展中国家底部的非洲国家。贸易保护性，比较有利于我国的应该是发展中国家。购买力，比较有利于我国的应该是发达国家。但这并不绝对，按照“大经贸”战略，对发展中国家可以把贸易和投资结合起来。两国关系是否友好，在这方面，首推非洲国家。所以，非洲、拉美等发展中国家应该是我国今后推行贸易多元化战略的重点。

综上所述，我国今后推行贸易多元化战略需要做好以下的工作：

认请两个误区。第一是贸易多元化不等于出口多元化，还应该包括进口多元化。后者在相当程度上被忽视了。第二是不应该再把香港地区看成是竞争对手。不可否认，香港地区的确在我国与其他国家地区之间贸易中转环节上收取了不少利润。但香港地区在发展国际贸易上有经验，有渠道，与其进行适当的分工合作，是能够提高整体的经济效率和降低成本的。而且如果贸易多元化只是简单地用低价竞争的手法把原来从香港转口的贸易抢过来，那么得益的只会是其它国家和地区，吃亏则是大陆和香港地区。

加强对贸易的管理。贸易管理的松懈和混乱已经造成了我国对俄罗斯等市场的丧失。而且还会继续影响我国对新市场的进入和贸易多元化战略的推行。提高企业的营销技术，加强企业对新市场的了解，提高外贸竞争的质量，升级产业结构。这些都不是一朝一夕能完成的，却是推行贸易多元化战略的“治本”措施。

【参考文献】

[1]中国对外经济贸易年鉴编辑委员会：《中国对外经济贸易年鉴》，1984年、1986年、1988年、1990年、1992年、1993年、1995/1996年、1997/1998年、1998/1999年，中国社会出版社。

[2]世界经济年鉴编辑委员会：《世界经济年鉴》，1989年、1991年、1992年、1994年、1995年、1996年、1997年，经济科学出版社。

[3]《国际统计年鉴》，1995年、1997年，中国统计出版社。

[4]EU''''sTradeandInvestmentandEconomicCooperationwithChina,WorldEconomy&China,Volume9-10,Page44-52,1999.

[5]ForeignTradeinthepeople''''sRepublicofChina:pastperformenaceandfuturechallenges,AsianDevelopmentReview,Volume15,No,1,Page88,197.

[6]潘渭河：《经济计量模型在国际贸易方面的应用》，《国际商务研究》，第3期，566、67、70页，1997年。

[7]赖明勇、宣家骥：《我国出口市场结构优化研究》，《预测》，第五期，58-59页，1996年。

篇（8）

石油是现代工业和现代文明的物质基础，是国民经济不可或缺、无法替代的重要能源和工业原料，国民经济对石油具有很强的依赖性。石油一方面直接影响着一国经济的发展速度，另一方面影响着国家的经济安全。如果石油供应紧张，供不应求，势必成为遏制一国经济发展的“瓶颈”。石油既是能源，又是基础原材料，下游的石油加工、化学原料及制品和交通运输等各行业对其有很高的依存度，因此石油资源对我国整个经济都具有较大的影响力。图1反映了单位石油产量所支持的GDP总量，可以发现石油对整个经济的支持度不断提升，从2001年的每万吨支持6亿元GDP，到2006年上升为支持13亿元GDP。该指标反过来也说明了我国获得单位GDP所消耗石油数量的下降，即我国正趋向于节能经济和发展多种能源，这种趋势自最近石油价格持续上涨变得更加鲜明。由以上的分析能看到石油行业对我国整个国民经济的发展具有重要的影响，已经成为我国国民经济发展的支柱产业。因此，本文通过建立石油及其下游行业的向量自回归模型，来研究石油供需平衡以及石油下游行业需求对石油行业的冲击效应，并提出相应的政策建议，以保障石油行业对我国经济增长的平稳支持。

一、参变量的选取

石油行业是一个传统的垂向行业，我们根据《2005年按行业分能源消费量统计表》，选取石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业和交通运输设备制造业四个下游行业来对石油行业进行需求状况分析。从表1可以看到，石油加工及炼焦业消费了原油总量的72.26％，包含交通运输、仓储和邮电通信业的交通运输设备制造业消耗了大量的石油衍生能源，化学原料及制品制造业也在能源消费中占据重要地位，因此我们选择石油行业及其主要的下游行业的销售收入数据作为各行业的需求变量，所选变量简称见表2。

从表3的结果可以看出变量oil、coki、chem、tran、fiber均仅有一个单位根，这说明他们都是一阶单整过程I(1)。可以对它们进行Johanson检验，从表4的检验结果可以看出：所选用的5个变量之间满足协整关系。这说明，所选的各下游行业的销售收入与石油行业的销售收入之间在短期内由于随机干扰，偏离均值，但在长期具有均衡关系。

2模型构建。向量自回归(VAR)模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到有多元时间序列变量组成的向量自回归模型。我们主要利用石油行业及其主要下游行业的销售收入建立了相应VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。

用Eviews5．0对系统Y进行VAR分析，估计结果如下：

由上式大体可以看出，石油行业销售收入主要受其自身滞后期值的影响，另外，石油加工及炼焦业销售收入和化学原料及化学制品制造业销售收入的滞后期值对它也有一定的影响，而交通运输设备制造业销售收入和化学纤维制造业销售收入对它基本上没有影响或者说影响极为微弱。为了进一步说明各个变量间的相互作用，我们根据上面对Y1的VAR分析结果继续进行脉冲响应分析。

我们分别给石油各下游行业销售收入一个单位大小的冲击，得到关于石油行业销售收入的脉冲响应函数图。在下图2－5中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示石油行业销售收入(单位：亿元)，这几个图中曲线表示了脉冲响应函数，代表了石油行业销售收入对其相应下游行业销售收入的冲击的反应。虚线表示正负两倍标准差偏离带。

从图2中我们可以看出，当在本期给石油加工及炼焦业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第2期达到最高点，之后的几期内小幅度上下波动，从第5期以后开始稳定增长。这表明石油加工及炼焦业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第2期达到最大，之后逐渐回落，在第5期之后趋于稳定。即石油加工及炼焦业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应，可见石油加工及炼焦业的快速发展将带来石油消耗的增长。

从图3中我们可以看出，当在本期给化学原料及化学制品制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第1期有个小幅度负向的波动，从第2期开始变为正向波动，在第6期达到最高点。之后的2期小幅度上下波动，从第8期以后开始稳定增长。这表明化学原料及化学制品制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在第1期会给石油行业带来反向的冲击，从第2期开始，经市场传递作用，又给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第6期达到最大之后，逐渐回落，在第8期之后趋于稳定。即化学原料及化学制品制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应。具体地说，化学原料及化学制品制造业销售收入增加会在8期后对石油行业的销售收入产生稳定的拉动作用，反之化学原料及化学制品制造业销售收入的降低也会在8期后给石油行业带来负面的冲击。

从图4中我们可以看出，当在本期给交通运输设备制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在前7期内会有小幅度的负向波动。从第8期以后开始稳定回升变为正值，直至平坦，波动幅度不大。这表明交通运输设备制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在前7期会给石油行业带来小幅度的负向冲击，从第8期开始变为对石油行业同向的冲击并趋于稳定。交通运输设备制造业销售收入增加会在8期后对石油的销售收入产生正向的冲击，反之交通运输设备制造业销售收入的降低则会在8期后给石油行业带来负向的作用，但波动幅度不是很大。可见，交通运输设备制造业的快速发展对石油消耗的增长有一定的带动作用，但带动作用不是很大。

从图5中我们可以看出，当在本期给化学纤维制造业销售收入一个正冲击后，在第1期，石油行业销售收入为负向的波动。从第2期开始，化学纤维制造业销售收入的提高将带动石油行业销售收入的提高。由图5可知，石油行业销售收入在前5期内有上下波动；从第6期以后开始稳步回升直至平坦。这表明化学纤维制造业的某一冲击从第6期开始也会给石油行业带来正向的冲击，但冲击力度不大。化学纤维制造业销售收入增加会在6个月后对石油的销售收入产生正面的冲击，反之化学纤维制造业销售收入的降低则会在6个月后给石油行业带来负向的冲击，波动幅度虽不是很大，但比交通运输设备制造业对石油行业的冲击幅度略高。正是由于化学纤维制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有较小幅度的促进作用，并且该促进作用具有较长的持续效应，因此，我们可以通过推动化学纤维制造业的发展带动石油行业的发展。

3下游行业的贡献率分析。脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量带来的影响，但是并没有确定各变量具体影响力，而方差分解是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)的贡献率，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对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。

在这里我们仅考虑各下游行业需求冲击对石油需求的前期的相对方差贡献率RVCii(s)，当i＝1时的经济意义为：如果RVc1(s)较大时，意味着第一个行业需求冲击对石油需求的影响大；相反地，RVc1(s)较小时，可以认为第j个行业需求冲击对石油需求的影响小。下面分别给出各下游行业销售收入的变化对石油行业销售收入的方差分解。

下面做图比较各下游行业对石油行业变化的贡献程度，我们在此将分析时段定为36期。

由图6中我们可以看出，石油行业销售收入对其自身的一个标准差信息立刻有较强反应，第2期石油行业销售收入的响应最大，此后对其自身的波动逐渐减小并趋于稳定。化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率，最大在43％左右，其对石油行业的贡献率是逐渐递增的，在30期左右达到40％。石油加工及炼焦业对石油行业的贡献率也比较大，从第5期开始达到顶峰，在37％左右，此后趋于稳定。而化学纤维制造业对石油行业的贡献率比较小，在第6期达到最大值，最大时仅为7％。交通运输设备制造业对石油行业的贡献率最小，不到1％。

可见，化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率最大，我国化学原料及化学制品制造业得到了快速的发展，这也为石油行业的发展起了推动作用；石油加工及炼焦业的快速发展带动了能源需求，主要是石油的需求，这使其对石油行业的贡献率较大；化学纤维制造业以及交通运输设备制造业对石油行业的贡献率都比较小，但是这两个下游行业的发展对石油行业也有一定的带动作用。

篇（9）

基金项目：陕西省职业技术教育学会2016年度教育科研规划课题（编号：SZJY-1608）

中图分类号：G353.1 文献标识码：A

收录日期：2017年2月14日

目前，我国高职院校的科研水平总体偏低。高职院校作为我国高等学校的组成部分，其主要功能还是体现在教学方面，就其科学研究、社会服务功能而言，与本科院校之间的差距还很大，尤其是科学研究方面。要提升高职院校的科学研究功能，就必须了解高职院校目前的科研现状。

陕财职院是一所全日制公办普通高等职业院校，坐落于陕西省咸阳市，创建于1960年4月，其前身为陕西省财政学校，先后更名为陕西省统计财经学校、陕西省财政会计学校、陕西省统计财金学校、陕西省财经学校等，1986年由西安迁建咸阳。2001年9月独立升格改制为陕西财经职业技术学院。2011年7月正式由陕西省财政厅划转陕西省教育厅管理。陕财职院秉承“博学、慎思、诚朴、笃行”的校训，坚持“质量立校、特色兴校、人才强校”的办学理念，立足陕西省，面向全国，依托会计行业，面向三大产业，服务区域经济、社会发展和行业人才需求，为社会生产、建设、管理、服务一线培养了大批的高端技能型人才，形成了“团结、严谨、勤奋、奉献”的优良校风和“实训与理论相融并进、岗位与课堂有机结合”的人才培养模式。陕财职院以建设成为陕西财经领域高素质技术技能型人才培养基地、陕西财税干部培训基地、陕西省会计人员继续教育基地、会计工作能力训练与认证基地、财经类高职学生就业创业培训基地，实现“省内一流，行业著名”为办学目标，根据区域经济及社会发展需要设置和调整专业，旨在形成具有鲜明财经特色的专业体系。

一、数据来源

本文数据来源为《中国学术期刊（网络版）》，检索网址为http：///kns/brief/result.aspx？dbprefix=CJFQ；检索时间为2017年2月7日；检索方式为“高级检索”，控制检索条件为：作者单位“陕西财经职业技术学院”模糊匹配方式，发表时间从“2001年”到“2016年”，来源类别“全部期刊”，共检索到文献1，454篇，然后利用CNKI提供的“分组浏览”和“文献分类目录”功能进行统计分析。

二、统计结果及分析

（一）年度发文量统计与分析。发文量是衡量一个单位学术成果的重要指标，不仅能体现单位的科研水平，同时也能说明单位的学术氛围。表1为陕财职院2001～2016年发文量统计。其中升格初期，由于科研实力薄弱等原因，年发文量较少；2009年首次突破100篇。可以看出，自升格以来，陕财职院年度发文量虽有波动，但整体呈现增长趋势，科研总量在增加。（表1）

（二）学科分布统计与分析。一般情况下对论文的学科分布进行统计，所得数据能体现学校设置的各个学科（专业群）的学术水平及科研实力。截至2016年底，陕财职院作者发文量超过50篇的学科共有11个，具体如表2所示。陕财职院作者发文量最多的两个学科是企业经济、会计，发文量较多的学科有贸易经济、宏观经济管理与可持续发展、金融等，这与该校开设的主要专业吻合，也体现了该校的办学特色。其中，在企业经济学科203篇，占同期论文总数的13.96%，说明该校企业经济学科科研实力最强，财经特色较为鲜明。（表2）

（三）研究层次统计与分析。研究层次是指研究论文所属的领域。截至2016年底，陕财职院作者所属最多的五个领域如表3所示。可以看出，该校作者主要致力于社会科学方面的研究，说明陕财职院是一所以人文社科为主的高职院校。在以工科为主的省属高职院校群体中，陕财职院办学特色和专业特色较为鲜明。（表3）

（四）合作机构统计与分析。合作发文机构的数量在一定程度上能反映机构间的科研合作情况。科研合作对合作机构之间的资源共享、优势互补、协作发展有很大帮助。截至2016年底，与陕财职院作者科研合作最为密切的机构如表4所示。可以看出，陕财职院地处咸阳，该校作者与民族学院（坐落于咸阳）、咸阳师范学院、陕西科技大学（以前也坐落于咸阳）合作比较密切，具有明显的地域性特点。（表4）

（五）基金资助统计与分析。基金论文是指由各类研究基金项目资助产出的论文，是衡量论文学术质量的一个重要指标，基金论文比是各类基金论文数占论文总数的比例。陕财职院作者科研论文标注的主要基金项目详见表5。截至2016年底，该校作者共有33篇产出论文标注了7种基金项目的资助，基金论文比为2.27%。这一比例在陕西省高职院校中属于低水平，主要是由于高职院校科研实力相对薄弱，较难获得高层次基金的支持。（表5）

（六）发文期刊统计与分析。期刊档次整体上反映了该期刊所的普遍水平。表6列出了陕财职院作者数最多的10种期刊。可以看出，在该校作者发文最多的10种期刊中，有《教育与职业》、《财会通讯》、《商场现代化》等期刊出现（或曾经出现）在北大版中文核心期刊目录中。但同时也可以看出，该校作者的其他主要期刊影响力不足，大部分论文质量尚待提高。（表6）

（七）论文关键词统计与分析。关键词频次越高，说明相关主题论文数量越多。表7列出了2001～2016年陕财职院作者发表期刊论文标注频次最高的10个关键词。可以看出，陕财职院作者使用频次最高的关键词是“高职院校”、“对策”、“问题”、“高校”、“教学改革”等，这说明陕财职院作者关心高职院校自身发展，关注教学改革，能够针对高职院校、教学改革中出现的问题展开研究，提出对策。同时，高频关键词“电子商务”体现出来该校的专业特色。（表7）

三、结语

本文统计了陕财职院升格为高职院校以来到2016年底所发表的学术论文。统计显示，该校科研实力持续不断增强。该校作者主要致力于社会科学方面的研究，在企业经济、会计等学科的科研实力最强，财经特色较为鲜明。该校作者的科研合作具有地域倾向，发表的基金论文较少，的主要期刊影响力不足，论文质量尚待提升。该校作者科研工作聚焦于“高职院校”等与自身关系密切的问题，关注教学改革，能够针对高职院校、教学改革中出现的问题展开研究，提出对策。

主要参考文献：

[1]石伟平，唐林伟.我国高职院校科研总体水平偏低[N].中国教育报，2015.7.9.

篇（10）

(二)经济收益的计量根据经济收益观，期间损益的确认和计量应比较该会计期间期末和期初的净资产，_在扣除投资人追加投资、加回已对投资人所分配利润后，即为该期间的损益。若期末和期初净资产相等，资本得到保全；若期末净资产小于期初，资本就没有得到保全，差额为资本亏绌；若期末净资产大于期初，资本不仅得到保全，而且产生盈余，差额即为利润。人们按资本计量属性的不同，又将资本保全分为财务资本保全和实物资本保全。前者强调名义货币资本的保全，后者强调企业实际生产经营能力的保全。在资本保全观下，企业在生产经营过程为取得收益而发生的费用必须以现行成本(资产的现行购买市价)而不是以历史成本来计量，在企业已经耗费的资产未得到重置之前，不得确认企业收益。在这类资本维护概念下所确定的企业收益也就是我们通常所说的经济收益。此时会计收益与经济收益概念所确认和计量的收益在量上存在如下的关系：会计收益+未实现的有形资产变化一前期发生的已实现的有形资产变化+无形资产价值的变化=经济收益(公式1)。上式中的无形资产不是出现在资产负债表中的传统的无形资产，而是另一个概念即主观商誉。以资本化方法举例加以说明：

[例1]某经营实体总资产剩余有用寿命4年，每年期望的净现金流转额如表1：(假设贴现率为5％，每年折旧7000，单位为$)第一年期望的净现金流转额(R1)=7000，第一年初总资产的资本化价值：7000x(1+5％)-1=6667，8500×(1+5％)-2=7710。100(0)×(1+5％)-3=8638，12000×(1+5％)-4=9872，合计为32887。第一年末总资产的资本化价值：8500×(1+5％)-1=8095，10000×(1+5％)-2=9070，12000×(1+5％)-3=10336，合计为27531。第一年的主观商誉=(折旧)7000-(32887-27531)=1644，每一年的会计收益=每一年的净现金流转额一每一年的折旧，第一年的会计收益=第一年的净现金流转额一第一年的折旧，0=7000-7000。同理可得第二年、第三年和第四年的主观商誉和会计收益，将各年的数据带入公式1可得到各年的经济收益(本题中有形资产未发生变化，故其数值为0)，汇总见表2：

二、会计收益与经济收益的概念

(一)会计收益的概念

从操作的角度讲，会计收益被定义为本期交易申已经实现的收入和与此相对应的历史成本之间的差额。从该定义中可以看出会计收益的五个特点：一是会计收益是基于企业实际发生的交易(主要是销售商品或提供劳务的收入减去实现这些收入的必要的成本)。从传统意义上讲，会计界是用交易观来计量收益的。二是会计收益是建立在会计分期假设之上的，是指某一期间的财务成果。三是会计收益是建立在收入原则之上的，需要对收入进行定义、计量和确认。四是会计收益需要依据历史成本计量费用，要严格遵守历史成本原则。一项资产按照获得时的成本核算直到被销售，才能确认所有的价值变化。因此，费用是耗费的资产或耗费的获得成本。五是会计收益要求当期实现的收入与适当的或相应的相关成本联系。因此，会计收益是建立在配比原则之上。从本质上讲，某些成本或期间成本被分配或与收入相配比，而其他的成本则结转为资产。

(二)经济收益的概念

亚当·斯密(AdamSmith)在其《国民财富的性质和原因的研究》中最早将经济学上的收益定义为“财富的增加”。大多数古典经济学家，尤其是艾尔弗雷德·马歇尔(AlfreMarshall)遵从斯密的收益概念并将其引入企业。当代经济学家J·R·希克斯(Hicks)在《价值与资本》一书中将经济收益定义为：“一个人在期末与期初保持同等富裕的情况下所可能消费的最高数额”。该定义虽然指的是个人收益，但企业收益也可以用这个最基本的收益定义来加以解释，即在期末与期初资本没有变化的情况下，企业本期可用以消费或分配的最大金额(汤云为，1997)。由此可见，经济收益是与资本保全或资本维护密切联系的，它实际上要求在确认企业收益时必须严格区分资本收益和资本保全。

三、会计收益与经济收益的计量差异对审计的启示

(一)以会计收益为基础的审计

应综合考虑企业的持有利得、现有资产实际价值及实物资本保全。一是已实现收益与全部收益的差别。会计收益只包括已实现收益，而将未实现损益排除在外，经济收益则将企业的经营收益与持有利得同样对待，而不考虑收益是否已经实现：因此，在通常情况下，两者之间不一致，其差额主要是持有利得。二是历史成本与现时价值的差别。会计收益遵循历史成本原则和配比原则，有利于客观反映企业管理当局的经营管理责任。但是，由于历史成本原则内在的缺陷，特别是收入按现--时价值计量而费用按历史成本列支，使得会计收益的计算缺乏内在的逻辑统一性，而且使配比原则难以贯彻执行，以至资产账面价值不能反映其实际价值，成本也不能得到足额补偿。而经济收益按现时价值计量，其反映的是资产的实际价值，有利于成本的足额补偿。三是财务资本保全与实物资本保全的差别。会计收益维护财务资本保全，即只要求业主投入的货币价值不受到损害，企业收入超过投入价值部分即作为会计收益，注重报告经营财务成果。经济收益则坚持实物资本保全，只有当业主投入资源的实际生产能力得到保全时，才能确认收益，只有保持企业实际生产能力，企业再生产才能顺利进行。