总量分析（共12篇）
总量分析 篇1
一、东北老工业基地失业的规模与结构
进入20世纪90年代中后期,东北老工业基地成为问题集中、困难重重的代名词。东北老工业基地在体制转轨和市场化过程中出现了严重的不适症状,被媒体称之为“东北现象”。而“东北现象”最主要的特征之一就是下岗数量集中、庞大、再就业困难,农村剩余劳动力转移困难。
(一)城镇的基本情况
1. 城镇登记失业人口
根据《中国劳动统计年鉴》中的数据,通过对东北三省各自的城镇登记失业率进行加权平均,可以计算出东北老工业基地每年的城镇登记失业率。1995年-2006年间东北老工业基地的失业率呈现出整体上升的态势,并且上升的幅度较大。1995年其失业率还控制在2.7%,但2006已达到了5.4%,整整扩大了两倍。而且通过和国家的城镇登记失业率进行比较,进一步发现,除1996年和1998年这两个年份外,其余年份东北老工业基地的失业率都要远高于国家水平。而且在最近2年,这个差距明显扩大。
2. 国有企业下岗职工的失业情况
我国的下岗失业是20世纪90年代中后期才大规模出现的一种经济现象。自那时起,东北老工业基地就成了下岗失业的多发地。1996年,下岗职工占职工总数最高的省份是辽宁省,为14.2%,其次为黑龙江省占13.8%,吉林省的下岗职工比例也高达10.3%位居全国第七。随着2005年底东北三省下岗向失业并轨工作的结束,那些并轨后仍未找到工作的人员,自然而然被卷入失业的大潮。
(二)农村的基本情况
到目前为止,东北老工业基地粮食作物占农业种植面积84%,三省的粮食产量占全国的粮食产量12%左右。但是由于规模小、粮食政策不到位、农业结构不合理等多种因素,造成目前所谓的“新东北现象”,表现为农产品大量积压、农民增收缓慢、农业经济效益下滑。东北地区农民的纯收入增长率下降、农业劳动生产率偏低的局面,必然导致农村剩余劳动力向城市转移。
二、东北老工业基地的总量性失业原因分析
东北老工业基地的失业以总量性失业为主,总量性失业表现为劳动力供给超过需求或劳动力需求相对不足。就东北老工业基地的总量性失业来说,劳动力供求两方面都起着很重要的作用。
(一)总量性失业的供给分析
1. 人口生产的无计划性是决定劳动力供给规模的首要因素
20世纪70年代中期,东北地区普遍开始实行了“计划生育政策”,这个政策在80年代开始演变为“基本国策”。但是,在这个统一的国家制度中,在城镇和乡村执行过程中,生育标准一直存在不一致问题。城镇家庭实行的是“一对夫妻一个孩”,而农村家庭实行的却是“一对夫妻一对孩”的政策,而且不同的县市在执行过程中,对农村的生育指标进一步的放松、放宽。由此,劳动人口的负担系数进一步增加。
2. 国有企业释放的富余人员导致了劳动力供给的阶段性增加
在计划经济下,由于实行一种计划型就业体制,国有经济中沉淀了大量的富余劳动力。在改革开放后,国有经济被要求与市场经济接轨,国有企业必须释放出富余的劳动力。随着国有经济调整、国有企业改革,原来属于就业的劳动力,有很大一部分变成了要求重新就业的劳动力。在市场经济国家,因市场竞争会有企业破产,从而也会发生就业的劳动力向要求重新就业的劳动力转化,但它无论在规模上,还是在持续的时间上,都与国有经济调整所引起的这种变化不能相比。
3. 农业剩余劳动力的转移导致了劳动力供给的持续性增加
我国城乡居民的收入差距有不断扩大的趋势。2005年城镇居民人均收入已是农村居民人均收入的3.2倍.虽然农村居民的恩格尔系数从2000年开始已经跨越了贫困线标准向小康社会转变,但和城镇相比仍然存在着很大的差距。这样的差距必然推动着农村剩余劳动力的转移。
(二)总量性失业的需求分析
1. 产业结构不合理阻碍了劳动力需求的扩张
我国从20世纪50年代开始实施产业结构由第一阶段向第二阶段过渡,开始实现工业化。在很短的时间里,赶上发达国家经济发展的步伐,因而在工业化过程中表现出急躁的倾向,结果产业结构走上了一条畸形发展的道路,实现工业化变成了片面发展重工业。人们都知道,重工业与轻工业相比,其资本的有机构成高,劳动的就业弹性小。
2. 所有制结构调整迟缓限制了劳动力需求的增长
1987年9月中国共产党召开第十三次全国代表大会,使私营经济取得了合法地位。但在党的十四大召开之前,一直没有得到顺利发展。所有制结构调整的历史表明,在发展非公有制经济方面,步伐十分缓慢,非公有制经济没有得到应有的发展。
3. 技术进步的不合理弱化了技术进步对劳动力需求的扩张效应
发达国家因为技术进步而使工业内部的就业弹性下降。但是,在就业弹性因技术进步下降的同时,与技术进步有关的上游产业,如教育与培训,研究与开发,面向生产的服务与咨询等一系列产业和技术进步所需的先进技术设备制造业得到快速扩张,技术进步并没有引起全社会总就业弹性的下降。而东北老工业基地在技术进步过程中,不但未能使“第二次就业效应”、“补偿效应”、“产业关联效应”充分的发挥出来,而且还由于技术进步多以“外生技术创新为主”,从而使得就业链条的上端留在了区外或国外。
4. 国家宏观经济的逆就业倾向限制了劳动需求的增长
从1998年开始,中央实施的财政政策和货币政策具有了明显的扩张性,旨在刺激消费和投资需求,推动经济增长。然而,无论是调控取向还是调控措施,都不具有明显的推动就业的效果。以2002年为例,当年国债投资实际完成额约933亿元,按照投资比重由高到低排列,分别为农林牧渔业(25.5%)、交通运输邮电业(18.8%)、电力及水的生产和供应业(16.0%)、制造业(13.9%)、建筑业(8.7%),累计占全部国债投资的83%(刘如海等,2003)。而通过对各行业的就业密集度指数测算表明,交通邮电、电力及水的生产供应业、制造业、建筑业和商贸餐饮业的就业密集度指数是依次大幅度提高,但它们在国债投资中的优先顺序却恰好相反,即积极财政政策所引导的重点投资领域,却恰恰是就业密集程度低的行业。
三、东北老工业基地失业的治理
(一)控制劳动力供给的增长
1. 继续实行计划生育政策
即便东北老工业基地的人口自然增长率保持在2.23‰,一亿多人口的基础,每年增长223万,10年以后人口总量仍然要有大幅度的提升。所以,在这个地区必须要通过继续实行计划生育政策来控制人口的增长幅度。但在计划生育的具体实施细则上,与以往相比应适应时代的发展而有所调整。如在农村实施国家政策性奖励扶助。
2. 发展教育、提高劳动者素质
发展教育,从短期看可以减少总量上的劳动力供给,从长期看可以提高劳动力的整体素质、避免劳动力供给与需求错位。
(二)扩大劳动力需求
1. 大力发展第三产业
蒋选博士曾对我国1978-2000年间三次产业的边际就业弹性进行过分析。经研究表明,虽然第三产业的边际就业弹性也在下降,但是无论是与第一产业和第二产业相比,还是与总体的边际就业弹性相比,第三产业的边际就业弹性都排在第一。东北老工业基地的第三产业中大部分行业的发展还比较落后,还有很大的发展空间。这样它必然成为扩大就业的主渠道。
2. 鼓励非公有制经济的发展
改革开放推进到20世纪90年代之后,就业格局发生了重大转变,国有经济变成了劳动者净流出的领域,新增的就业岗位绝大多数由非公有制提供。而非公有制经济多为中小企业,其劳动密集程度高,就业渠道多样,就业方式灵活,进入的“门槛”也比较低,可以吸纳大量的劳动力是市场活跃的基本力量。
3. 增强科技进步对就业的扩张效应
科技进步在一定条件下对就业也会产生“第二次就业效应”、“补偿效应”、“产业关联效应”。为发挥科技进步扩张效应,应从以下几点着手:首先,加快运用新技术改造传统产业特别是那些产品需求弹性大的产业的进程;其次,通过科技进步开发新产品,开拓新服务,创造新的就业领域和岗位,实现科技进步的“补偿效应”;另外,对政府来说,改造传统产业和发展新产业要注意产业的关联度。对关联度高的产业,通过科技进步的上述效应不但可以增加本产业的直接就业,而且还可以增加相关产业的间接就业。
4. 改变宏观经济政策的单纯CDP取向
政府在引导社会投资时,应注意参照各行业的就业吸收能力确定重点投资领域的优先顺序。信贷政策要改变那种偏好大项目、大企业、国有经济的倾向,充分重视中小企业、农村非农企业的资金需求,取消不合理的人为障碍,使各部门有平等的机会获得资本要素,以发挥其吸纳剩余劳动力的作用。
5. 积极发展农村经济
在目前城镇就业压力大的情况下,农村依然是农村剩余劳动力转移的主战场。所以应大力发展农村经济,拓宽农村的就业渠道。首先,要对农业产业结构进行调整;其次,积极调整农村产业结构。当务之急是办活乡镇企业,积极寻找新的增长点,努力实现乡镇企业再次创业;另外,要加快城镇化进程。
摘要：在东北老工业基地改造的过程中,失业是需要迫切解决的问题。东北老工业基地的失业以总量性失业为主。从总量性失业的供求分析,人口生产的无计划性是决定劳动力供给规模的首要因素,农业剩余劳动力的转移导致了劳动力供给的持续性增加,产业结构不合理阻碍了劳动力需求的扩张,所有制结构调整迟缓限制了劳动力需求的增长。东北老工业基地失业的治理,应控制劳动力供给的增长,扩大劳动力需求,大力发展第三产业,增强科技进步对就业的扩张效应。
关键词：东北老工业基地改造,总量性失业,劳动力供求
参考文献
[1]A bowd and Kramarz.The costs of Hiring and Seperation[J].Lab or Economics,2003,(10).
[2]蔡昉,都阳,王美艳.中国劳动力市场转型与发育[J].商务印书馆,2005,(8).
总量分析 篇2
10.1总量控制原则
对污染物排放总量进行控制的原则是将给定区域内污染源的污染物排放负荷控制在一定数量之内，使环境质量可以达到规定的环境目标。污染物总量控制方案的确定，在考虑污染物种类、污染源影响范围、区域环境质量、环境功能以及环境管理要求等因素的基础上，结合项目实际条件和控制措施的经济技术可行性进行。
10.2总量控制因子
大气污染物指标（2个）：二氧化硫、氮氧化物。
10.3总量控制指标
根据工程分析，工艺废水和生活废水总体实现了不外排；故确定该项目实行总量控制的污染物为二氧化硫、氮氧化物，控制量分别为1121.66t/a、1979.94t/a。10.4建设项目所在区域环境质量状况
根据现状监测结果，各监测点NO2日均值浓度范围为0.003L-0.009mg/m3，占二级标准的1.25%-7.5%。各监测点小时浓度范围为0.003L-0.016mg/m3，占二级标准的0.125%-6.67%。可见各监测点NO2日均、小时浓度监测值均不超标。
③TSP、PM10
各监测点TSP日均值浓度范围为0.01mg/m3-0.217mg/m3，占二级标准的3.33%-72.33%，可见各监测点TSP日均浓度监测值均不超标。
各监测点PM10日均值浓度范围为0.032mg/m3-0.12mg/m3，占二级标准的21.33%-80%，可见各监测点PM10日均浓度监测值均不超标。
④其它
项目评价区内NH3、H2S、CH3OH、CO均未检出。
由以上评价结果可以看出，评价区域各监测点各项污染物均未出现超标值。评价区域内监测项目SO2、NO2的小时平均值和日均值均未出现超标值，能达到
GB3095—1996《环境空气质量标准》二级的水平。说明环境质量现状较好。
脱硝措施，脱硝效率为 80%。脱硝后，氮氧化 物达标排放。水泥装置采用 SNCR 脱硝措施，脱硝效率为 60%。
3
10.6 燃料组分分析
电石炉兰炭成分如下表。表 10.6-1
项 全水分 分析水分 干基灰分 无灰干燥基挥发份 干基挥发份 分析基固定碳 干基全硫 干基磷 目
兰炭分析报告
单位 Mt% Mad% Ad% Vdaf% Vd% Fc.ad% St.d% Pd% 煤泥 12.31 2.05 7.08 3.61 3.36 87.73 0.14 0.005
焦渣型号
1
锅炉和熔盐炉采用原煤 2，水泥采用原煤 1。各煤种煤质和混合后的煤种分 析如下： 表 10.6-2
项 全水分 分析水分 收到基灰份 干基灰分 无灰干燥基挥发份 焦渣型号 分析基固定碳 干基全硫 收到基全硫 收到基碳 收到基氢 收到基氮 收到基氧 高位干基发热量 高位干基发热量 低位收到基发热量 低位收到基发热量 变性温度 软化温度 半球温度 流动温度 可磨指数 Fc.ad% St.d% St.ar% Car% Har% Nar% Oar% Qgr.d(KJ/g)Qgr.d(caJ/g)Qnet.ar Qnet.ar(caJ/g)DT ST HT FT HGI 73(KJ/g)目
锅炉、熔盐炉和水泥煤质分析报告
单位 Mt% Mad% Aar% Ad% Vdaf% 原煤 1 10.08 4.31 28.59 31.79 38.47 2 40.16 1.06 0.95 47.64 3.01 0.73 9.00 20.87 4991 17.91 4284 ＞1500 原煤 2 29.55 12.00 24.01 34.08 41.42 2 33.98 0.78 0.55 35.67 2.33 0.50 7.40 20.18 4825 13.05 3122 1222 1242 1252 1267
10.7 污染物排放量及核算过程
⒈二氧化硫排放量计算 ⑴石灰窑 SO2 排放量计算 根据《电石生产及其深加工产品》（化学工业出版社出版 熊谟元著 1989
年 6 月出版）“第八章第二节”中的介绍，在电石生产过程中，硫份主要来自兰 炭，根据资料中已给出的数据计算，兰炭中 49.21%的硫进入电石产品中，50.79% 进入电石炉气中。
本项目电石工段采用的兰炭收到基硫份为 0.13713%，经过烘干后，兰炭水 分 较 低 为 1%，硫 份 变 为 0.1385902%，出 去 粉 尘，进 入 电 石 炉 的 兰 炭 量 为 347845t/a。则进入炉气中的硫为 347845×0.1385902%×50.79%=244.85t/a。石 灰窑有一定的固硫作用，脱硫效率按 85%计算，则石灰窑烟气中的 SO2 排放量为 244.85×（1-85%）×2=73.46t/a。⑵碳材干燥炉 SO2 排放量计算 碳材烘干炉使用兰炭筛分下来的兰炭粉，年用量为 14400t，兰炭硫份为为 0.14%，硫份较低，因此不采取脱硫措施，则碳材烘干炉 SO2 排放量为 14400×0.14% ×1.6=32.26t/a。⑶3 台 100t/h 锅炉 SO2 排放量计算 根据蒸汽需求量计算，锅炉燃煤量为 41.32t/h,年工作 8000h。根据业主提 供资料，该锅炉机械未完全燃烧热损失率为 2.5%，燃料中硫燃烧时氧化成 SO2 份额取 90%，燃料煤种硫份 0.55%。脱硫采用循环流化床锅炉+电石渣浆法脱硫，脱硫效率取 90%。则通过锅炉烟气排入大气中的 SO2 为 41.32×8000×0.55%×（1-2.5%）×90% ×2×（1-90%）=319.07t/a。⑷熔盐炉 SO2 排放
东南亚贸易总量及贸易结构分析 篇3
关键词：东南亚 贸易总量 贸易结构
一、影响东南亚进出口总量的因素分析
被解释变量：export（包括商品出口与服务出口，单位：百亿美元），import（包括商品进口与服务进口，单位：百亿美元）；
解释变量：gro（人均GDP的年增长率，单位：%），Gper（人均实际GDP，单位：千美元），pop（人口，单位：百万人），inf（以2002年为基准单位1，每年的消费者平均价格），er（以2002年的一美元兑换的各国本币单位金额为基准单位1，计算出每年的各国本币单位的汇率情况），ar（实际利率，单位：%），unempl（失业率，单位：%），br（约束税率的简单均值，单位：%），geo（地理位置，陆地国家为0，海岛国家为1）， wto（是否加入世界贸易组织，否为0，是为1），gdp（国内生产总值，单位：百亿美元）。
（一）对各个变量的精确分析
当我们估计某一x对y的精确影响时我们定如下的规则进行分析：一是系数的显著性在百分之五以内，若无法调到百分之五以内，则取显著性相对最高的情况下的控制变量集作为回归方程中的变量。二是变量尽可能的数量更多，原因是随着相关变量的加入，某一x的系数一定变得更加精确。以上的规则是在进行系数的精确性和可靠性的权衡。
1、出口的面板数据回归
通过stata进行回归得到的结果如图1所示。在面板数据回归中，加入所有的自变量，进行个体与时间固定效应回归。其中对出口总量显著的自变量有人均GDP增长率、人均实际GDP、人口、实际利率以及GDP总量。
（1）人均GDP增长率每增加一个百分点，出口额减少0.166百亿美元。也就是说在经济增长率高，出口反而减少。其原因是人均GDP增加较快的国家为老挝，越南，柬埔寨等中低收入国家，但是其进出口贸易显然不如新加坡，马来西亚等进出口贸易活跃。
（2）人均实际GDP每增加一千美元，出口额增加2.933百亿美元。人均实际GDP对出口额的影响非常显著，推测是因为人均实际GDP较能反应一个国家的经济发展水平，而经济发展水平能够有效推动进出口贸易，而进出口贸易的发展又能再次为经济发展提供动力，两者相辅相成。
（3）人口每增加一百万，出口额减少0.587百亿美元。人口的增加虽然能够影响经济规模，但是由于经济规模（GDP总量可以有效表示）这一因素被控制，所以从结果来看，人口和出口规模反而是负相关。
（4）实际利率每上升一个百分点，出口额增加0.684百亿美元。我们可以从实际利率的高低与资本的流入流出有一定关系，而资本的流入流出与进出口有一定的关联中得到解释。
（5）GDP总量每上升一百亿美元，出口额增加0.461百亿美元。这个很容易理解，经济体的规模大，参与的国际贸易也会相对较多，所以其与出口总量是正相关的。
汇率、失业率、通货膨胀因素这三个自变量也可以通过调整其它变量，相对显著地估计其系数。（此处不再给出准确估计该自变量的相应表格）
（6）er调整后的系数为11.84。er这一变量系数数值的增加，代表东南亚国家货币贬值，使得出口总量增加，这符合常理。
（7）失业率调整后的系数为0.956。失业率每上升一个百分点，出口额增加0.956百亿美元。需要注意的是，我们已经将通货膨胀的因素加入到回归中，从而消除了通货膨胀在失业率和出口两者间的传递作用。因此我们把失业率与出口正相关解释为由于失业率上升，政府部门采取了一系列政策及措施刺激经济，从而带动出口上升。
（8）Inf调整后得到的系数为-7.31。由于inf的值是每年的（通货膨胀率+1）进行连乘的结果，inf越大，代表物价上升得越多。由数据可得，Inf每上升一个单位，出口额将减少7.31百亿美元。可以理解为，在汇率等因素不变的情况下，物价越高，代表本国的商品越贵，所以出口自然会受到抑制。
约束税率、地理位置是否为海岛国家，以及是否加入WTO这三个变量。由于不管怎么增减除这些以外的其他控制变量，其系数的显著性都较低，所以在东南亚国家出口总量影响因素的分析中，暂时不涉及这三个变量系数的分析。
2、进口的面板数据回归
与出口的面板数据回归类似，我们可以得到进口的面板数据回归结果。加入所有变量时，显著的系数有：人均实际GDP的回归系数为2.73；汇率变动的系数为12.45；实际利率的回归系数为0.067；GDP总量的回归系数为0.487。经过调整后显著的系数：人均GDP的增长率的回归系数为-0.229；人口总量的回归系数为-0.574；物价因素的回归系数为-8.137；失业率的回归系数为1.029。而剩余的自变量，不管怎么样调整，其系数都难以达到显著或者较为显著的水平。
（二）预测模型
预测模型的目的是根据尽可能拟合各个国家的进出口总量，而不必细究各个自变量对进出口贸易总量的精确影响。选择自变量的标准是：自变量不一定有明确的经济意义，但在对因变量的预测过程中，系数一定要显著，且最终总体的拟合度尽可能好。
根据数据以及图2可以看出，出口数据总体的拟合度较好。以此可以类推进口数据。
二、东南亚贸易模式
（一）商品结构的分析
1、东南亚出口状况
马来西亚、新加坡、印尼的贸易结构是十分相似的，在这些国家之中，占比最多的除了国际大宗商品——矿物燃料、矿物油及其蒸馏产品之外，还有橡胶及其制品、塑料及其制品、光学、照相、电影、计量、检验、医疗或外科用仪器及设备、精密仪器及设备也在其出口贸易中占据较大比重。以2012年的贸易结构为例：新加坡橡胶及其制品占比6%，光学、照相、电影、计量、检验、医疗或外科用仪器及设备、精密仪器及设备占比6%，印尼塑料及其制品占比6%，马来西亚塑料及其制品占比7%。而比较独特的是越南及菲律宾的出口情况：越南除了大宗商品的出口之外，主要集中于服装的生产出口；菲律宾主要出口大宗商品和制造业产品。
2、东南亚进口状况
东南亚的进口除了新加坡较为特殊之外，其他国家的进口结构基本一致，均以国际贸易大宗商品矿物燃料及车辆机器零件、钢铁为主，例如，仍以2012年为例，柬埔寨、马来西亚、泰国、印尼均以车辆及其零件为第二大进口产品，马来西亚、印尼、泰国以钢铁为第三大进口产品，越南以钢铁作为第三大进口产品。而对于新加坡来说，国际大宗商品的进口占据了绝大部分比例，菲律宾仍以重金属及其制品作为主要出口产品。
从原因角度分析，主要是劳动成本、地理因素及生产力水平造成的。例如：新加坡地理位置优越，作为转口港，主要从事了转口贸易，造成国际大宗商品在贸易进口中占比很大，因为基本不生产初级矿物燃料，而必须依赖进口。
（二）对进出口类型的分析
大部分的东南亚国家只有单纯的进口和出口。马来西亚、泰国、印尼具有一定比例的复进口，泰国具有一定比例的复出口。从原因分析上来说，主要是由于这一部分国家从事了一部分低端产品的生产，往往这些产品需要发还到原产国进行统一的调配，再以进口品的身份进入本国市场，造成了一定的复进口和复出口。
东南亚作为新兴贸易地区，具有将强的潜力，但是仍然可以看出这一地区的贸易结构较为低级，在国际贸易中不易占据优势地位，需要加快产业结构升级，但是这一地区资源丰富，未来将有较大的发展潜力。
注：
本文主要采用HS分类标准，菲律宾采用的是SITC分类标准。
参考文献：
[1]王勤.论东南亚贸易自由化与经济增长[J].南洋问题研究，2005（1）：15—25
[2]杨济源.浅析东南亚经济中的贸易理论基础[J].东南亚研究，2000（4）：34—37
[3]蒋冠，霍强.中国—东盟自由贸易区贸易创造效应及贸易潜力[J].当代经济管理，2015（2）：60—67
总量分析 篇4
关于FDI与贸易关系的理论研究主要以蒙代尔的替代关系和小岛清的互补关系为主。蒙代尔认为, 一种商品可以通过贸易或投资方式进入一国市场, 选择了投资, 便会替代贸易, 尤其是在两国生产函数相同或类似的情况下;小岛清则认为, FDI可以在投资国与东道国之间创造新的贸易机会, 使贸易在更大规模上进行。近几年来, 国内学者关于FDI与进出口贸易的关系做了大量的实证研究。刘恩专、杨迤通过相关分析和回归分析认为外商直接投资对我国进出口贸易有着重要的促进作用。许和连、赖明勇利用协整分析技术和误差修正模型进行分析后发现, 外商直接投资对我国出口贸易产生了积极的促进作用。李琴研究表明, FDI流入与我国进、出口之间存有长期稳定的正相关关系。封福育、王少平通过FDI与我国进出口之间的实证研究, 发现FDI与我国出口贸易之间存在着一种长期、稳定的均衡关系。胡求光、黄平川的研究表明, 外商直接投资对浙江进出口贸易总额存在积极的拉动效应。从已有的文献来看, 这些研究大部分是从国家层面来研究FDI对出口贸易的影响。而对于浙江这样一个出口大省来说, 研究FDI对出口总量的影响, 具有十分重要的意义。
改革开放初期, 浙江利用外资的规模很小, 进入20世纪九十年代, 浙江成为外商投资的热点地区。截至2008年底, 浙江已累计批准外商直接投资项目44, 035个, 投资总额2, 571.47亿美元, 合同外资1, 362.26亿美元, 实际外资660.53亿美元。在外资流入不断增长的同时, 浙江出口总量从1986年的12.93亿美元上升到2008年的1, 542.67亿美元, 年平均增长速度远远高于全国。那么, FDI与出口总量之间是否存在一种长期稳定的关系呢?FDI的增长是否对浙江出口总量的增长有所贡献呢?
二、外商投资企业对浙江出口总量的贡献
外商投资企业作为FDI流入的典型代表, 其对浙江出口总量的贡献可以折射出FDI对浙江出口总量的影响。本文将通过以下两个指标来衡量外商投资企业对浙江出口总量的贡献。
(一) 外商投资企业出口额占浙江出口总额的比重。
20世纪九十年代以来, 浙江出口总额的大幅度增长, 在很大程度上得益于外商投资企业出口的快速增长, 主要体现为外商投资企业的出口额在浙江出口总额中的比重大幅度上升。外商投资企业的出口额占浙江出口总额的比重从1992年的10.59%不断上升, 2001突破了30%, 2006年达到了37.62%。由于全球金融危机的冲击, 2007年和2008年有所下降, 2008年为35.17%, 1992~2008年浙江外资企业的出口比重变化见图1。图1从较为直接的角度说明了外商投资企业对浙江出口总量的促进作用。 (图1)
(二) 外商投资企业对浙江出口总量的贡献度和拉动度。
为了更清楚地衡量外商投资企业对浙江省出口总量的影响, 我们引入外商投资企业对浙江出口的贡献度和拉动度这两个指标。贡献度是指外资企业出口增量占浙江出口增量的比重;拉动度是指贡献度与浙江出口增长率之间的乘积。 (表1) 可以看出, 外商投资企业对浙江的出口总量始终保持着正的贡献度和拉动度, 可见两者之间存在着正的相关关系。1996年浙江外资企业的贡献度达到了206.67%, 这说明在外资企业出口额迅速增加的同时, 浙江内资企业出口是下降的, 呈负增长状态;从总体上来说, 外资企业不但弥补了内资企业的出口下降, 而且还带动了浙江出口总额的增加。由于亚洲金融危机的冲击, 严重地影响了浙江外资企业和总体的出口水平, 1997年和1998年, 外资企业对出口的贡献度和拉动度都比较低。从1999年起, 外资企业的出口对浙江出口的贡献度稳定在30%以上, 拉动度也保持在10%以上或接近10%。从表1中的相关数据中可以看出, 外商投资企业对出口总量的贡献度和拉动度说明它对浙江出口总量增长的显著贡献。
三、实证分析
(一) 数据选取及说明。
本文采用的样本数据是1992~2008年浙江实际外商直接投资金额 (FDI) 、浙江出口总额 (EX) 。为消除数据中存在的异方差, 并考虑到各时间序列经过对数处理后不会改变其性质和关系, 因此对以上数据取自然对数。
(二) 单位根检验。
由于经济变量时间序列往往是非平稳的, 检验结果容易出现“伪回归”, 因此首先要对经济变量时间序列进行平稳性检验, 又称单位根检验。本文采用ADF方法进行检验, LNFDI和LNEX的检验结果见表2。 (表2) 可以看出, LNEX、LNFDI在1%、5%、10%的显著水平下都不能通过ADF检验, 即他们的时间序列都是非平稳的。而△LNFDI、△LNEX分别在10%的显著水平下通过ADF检验, 说明变量的一阶差分是平稳的, 即这些变量具有一阶单整性。
(三) 协整检验。
如果对于时间序列Yt= (Y1t, …, Ymt) , Yit是同阶单整, 并且存在一个向量β, 使得β.Yt是平稳的, 那么就称序列Yt存在协整关系。协整是对非平稳经济变量之间的长期均衡关系的统计描述。
下面采用AEG两步法来检验LNEX和LNFDI之间是否存在协整关系, 若所得到的回归模型中的残差序列具有平稳性, 则LNEX和LNFDI存在协整关系。首先, 对两个变量用OLS法进行协整回归, 得到对应的回归方程:
注: (1) 检验形式中的C、T、K分别表示常数项、趋势项、滞后阶数, 0表示不存在相应的项; (2) △表示变量序列的一阶差分; (3) 滞后期K的选择是以AIC与SC值最小为准
注: (1) 检验形式中的C、T、K分别表示常数项、趋势项、滞后阶数, 0表示不存在相应的项; (2) 滞后期K的选择是以AI C与SC值最小为准
其次, 对残差进行平稳性检验, 结果如表3所示。 (表3) 表3表明:残差e在10%临界值水平下为平稳序列, 即LNEX和LNFDI存在协整关系。
从协整的回归结果可知, t值和F值都比较大, 解释变量LNFDI通过了显著性检验, 表明LNFDI是影响LNEX的主要因素。R2=0.930231, 表明方程的拟合效果比较好, LNEX总变动中的93.02%是由LNFDI来解释的。从长期看, 外商直接投资促进了浙江出口总量的增长, FDI每增加1%, 出口总量则增加1.15%。
(四) 建立误差修正模型。
协整检验已经证明序列LNEX和LNFDI之间存在协整关系, 即长期均衡关系。而这种长期均衡关系是在短期波动的不断调整下得以实现的, 故可建立误差修正模型 (ECM) 分析这种调节机制。根据LNEX和LNFDI之间存在的协整关系, 整理得误差修正模型的回归方程如下:
误差修正项反映了本期对上期的修正程度, 从上述的误差修正模型的回归方程中可以得知, 误差修正系数为负数, 符合反向修正机制;R2比较小, 可能是缺少某些解释因素所致, 但不影响已有变量间的关系;为负数, 此时的没有意义。
该模型结果表明:短期内LNEX和LNFDI会偏离他们的长期均衡水平, 但他们的关系会由短期偏离向长期均衡进行调整。误差修正系数为-0.1015, 即每年浙江的出口总量与其长期均衡值中的偏差有10.15%被修正, 也就是出口总量每年对上一年的非均衡偏离的纠正程度是10.15%。
四、结论
(一) 协整分析发现浙江的FDI与出口总量之间存在着长期均衡关系。从误差修正模型中可以看出, FDI与出口总量之间的关系由短期偏离向长期均衡的调整速度较快, 每一年对上一年的修正速度是10.15%, 这也揭示了FDI与浙江出口总量之间的长期均衡关系。
(二) FDI和出口总量之间存在正相关关系, 即出口总量会随着FDI的增长而增长。这与国内学者对FDI与出口总量关系的研究结果基本一致, 即两者之间的关系符合“FDI-贸易互补关系”。
(三) FDI通过两种途径影响浙江出口总量。一方面是外商投资企业利用浙江省的比较优势后引起出口大量增加, 从而导致浙江出口总量的增加;另一方面是由于浙江内资企业在外商投资企业竞争压力下不断提高生产率和产品质量从而引起出口大量增加, 进而导致浙江出口总量的增加。
(四) FDI对浙江出口总量的增长起着明显的推动作用。一是外商投资企业利用浙江低廉的劳动力成本、丰富的自然资源和优惠的引资政策大量生产商品, 这些商品用来大量出口, FDI的这种外向型特征对浙江出口总量的影响很大;二是外资企业自身所拥有的雄厚的资本、先进的技术、高素质的劳动力, 形成了强大的核心竞争力, 在分销渠道、营销技巧、管理技术、市场开拓经验方面比内资企业更具比较优势, 具有促进出口的作用。
摘要：FDI与出口贸易间的关系一直是学术界关注的热点。本文以浙江为例, 运用协整检验和误差修正模型, 实证分析FDI对浙江省出口总量的影响, 结果表明:浙江省的FDI与出口总量间存在着长期协整关系, FDI对出口总量的增长具有积极的拉动作用。
关键词：FDI,出口总量,协整检验,误差修正模型
参考文献
[1]刘恩专.外商直接投资的出口贸易效应分析[J].当代经济学, 1999.2.
[2]杨迤.外商直接投资对中国进出口影响的相关分析[J].世界经济, 2000.2.
总量分析 篇5
一、引言
在整个国民经济核算体系中,地区GDP反映的是一个地区的综合经济发展水平,量化了地区经济的运行状况。自1985年我国建立GDP核算制度以来,GDP作为反映国家和地区经济发展情况的综合指标,已成为各级政府进行宏观经济决策的重要参考依据。但是,从1996开始,国家GDP和地区CDP汇总数据一直存在不同程度的差距。特别是近几年来,由于地区CDP核算中基础数据缺失严重、统计体制不健全、核算方法不完善,尤其是某些地方片面追求经济增长速度等方面的原因,两者之间的差距有逐步扩大的趋势。不同学者从不同角度对这种差距进行了相关探索与研究。许宪春、田小青(1999)从总量、结构与速度等方面分析了我国“一五”至“八五”计划期的1953-2000年期间地区生产总值合计与国家GDP数据测算之间的差异状况,并对差异的原因进行了主客观方面的分析,提出了指导性的意见。潘振文、安玉理(2003)以2001年地区生产总值合计与国家GDP之间存在的差距为切入点,对产生差距的原因进行了客观分析,提出了相应的建议与措施。蔡志洲(2003)以2001年地区生产总值合计与国家GDP数据为样本,对不同结构的差距做了相应的分析,并根据经济间平衡关系(以国家公布的数据为准),对各地区的数据进行了相关调整。吕秋芬(2009)对地区与国家GDP核算间的差距进行了详细分析,并运用数据衔接方法对地区与国家GDP核算总量数据的衔接进行了初步研究。这些研究为探索地区GDP与全国GDP间的数据衔接问题起到了添砖加瓦的作用。其突出特点表现为侧重于地区GDP与国家GDP间数据差距的原因分析,同时个别研究也借助于一定的数据衔接方法对二者差异进行了调整,但对不同数据衔接方法的特性、适应性以及衔接效果少有研究介入。
地区GDP与国家GDP数据不衔接的问题,是一个相当复杂的现实问题。运用多学科知识从理论上探讨二者间数据衔接的方法,是困扰理论界的难题。目前在地区GDP与国家GDP数据衔接上较常用的方法有:Geary和Stark的产出估算法、线性调整法与辅助回归法。这三种方法各有千秋。如何权衡其利弊,在实际中加以正确运用,必须有一个基础性的认识。鉴于此,本文以国家数据为准,分析比较三种衔接方法即Geary和Stark的产出估算法、线性调整法与辅助回归法。首先,从方法的原理着手,引入其操作程序,分析方法的特性,从理论上探析三种方法的异同。其次,采用2005-2009年的有关数据,运用三种方法,实证测算数据衔接效果,从而进一步明晰三种方法的适应性。基于理论与实证分析,我们发现:①从理论上分析,三种方法都有其合理性,只是辅助回归法较另两种方法更可取。②从衔接效果上看,在总量调整上,线性调整法优于Geary和Stark的产出估算法,Geary和Stark的产出估算法优于辅助回归法。在增长速度调整上,辅助回归法优于线性调整法,线性调整法优于Geary和Stark的产出估算法。在地区排位上,辅助回归法优于Geary和Stark的产出估算法(线性调整法衔接后,各省市排序不变,没有可比性)。
二、Geary和Stark的产出估算法
(一)基本原理与计算步骤
索洛模型假定:劳动生产率和劳动报酬都是影响经济增长的重要因素,并且两者之间存在一定的比例关系。基于这样的假定,Geary和Stark提出选用劳动报酬与劳动生产率作为数据衔接模型的基础指标,以便给出国家各行业数据总量与地区各行业数据总量间的估算式。其基本思想是,在保证各地区汇总数据等于国家总量数据的前提下,国家根据相关资料科学有效地将国家的总量分配给各地区。具体操作步骤为:
首先,令:
再者,假定t年某个地区某个部门与同期国家整个该部门劳动生产率与平均劳动报酬之间存在一定的比例关系,即:
其中,i=1,2,3,…,n;j=1,2,3,…,m;t=1,2,3,…,T
(二)Geary和Stark的产出估算方法的特点
1.Geary和Stark的产出估算法应用时需要选用相近指标作为模型的基础指标,不同指标选择会导致不同的计算结果,从而形成一定程度的估算误差,因而,指标的选择是难点。
2.该模型理论上要求行业划分越详细,计算的结果便会越准确,但目前主要以国民经济行业类别为标准,现在行业划分分类较粗糙,势必会影响估算效果。
因此,从理论上分析,由于Geary和Stark的产出估算方法是以劳动报酬与劳动生产率为基础指标,重新估算各地区生产总值,以便达到衔接地区与国家GDP总量数据的目的,该方法计算过程繁琐,指标选择存在替代性检验问题。因而,虽然总量上达到一定程度的缩减,但分地区结果不能很好地得到解释,衔接效果不太理想。这就需要对该方法进行相关的改进,主要表现为两个方面:一是基础指标的选择,应该提高相似指标的替代程度,对基础指标加以修正与调整,最大程度地降低估算误差。操作时可考虑多指标进行相似性检验,从而选择替代程度高的指标作基础指标;二是对式(5)进一步调整,方法可借鉴季度数据与年度数据之间衔接方法,设置一个合理的调整系数,但调整系数如何设置有待进一步探索与研究。
(三)初步衔接结果与分析
由于时间与资料的`限制,本文选择以2005-2009年数据作为研究样本,在选择基础指标时,本文选择了相似程度较高的职工总人数替代劳动力总人数,职工平均工资替代平均劳动报酬,由于统计口径上的差异,可能一定程度上影响计算结果,但不影响方法的原理。
Geary和Stark的产出估算方法的衔接结果如表1、表3,表1只包含了各个地区总量衔接结果与增长速度的衔接结果,对于地区与全国GDP衔接结果见表3。
从地区与全国GDP衔接结果看,2005-2009年间地区生产总值合计与国家GDP总量数据间的差异均有不同程度的缩减,如表3。表3中地区GDP合计与全国GDP间差距在衔接前都较大,历年相对差距高达8%以上,而通过采用Geary和Stark的产出估算法对数据进行衔接后,历年相对差距几乎都在0.02以下。衔接后的差距占衔接前的差距不到1%,因此,从总量角度分析,Geary和Stark的产出估算法一定程度上达到了减少地区生产总值合计和国家数据间差距的效果。
表1(见下页)中,分地区看,2005-2009年大部分省市GDP总量相对误差都较小,调整的幅度比较温和。但个别地区调整幅度较大,比如新疆、北京、宁夏、海南、黑龙江、河北等省市的GDP总量相对误差几乎都在50%,特别是新疆与北京,GDP总量相对误差历年都在80%以上,意味着两省市衔接后生产总值分别是衔接前数据的1.88、1.92倍左右,形成这种差异的原因可能是基础指标在这些省市不适应。但从五年的衔接结果来看,GDP总量向上调整与缩减的省市大约各占一半,数目相似。因而,虽然该方法在分地区GDP调整上存在一些不足,但整体上表明衔接结果是合理的。
从环比增长速度上看,数据衔接对增长速度变化的影响比对总量影响要小,并且对不同地区影响各异。2005-2009年大部分地区数据衔接前后GDP总量环比增长速度平均变化范围在10%左右,其中变化幅度最大的是河北,增长速度向上调整了81.1%,江苏向上调整了41.9%,新疆降低了28.81%。可见,Geary和Stark的产出估算法对各地区GDP总量衔接发展速度的影响并不大,方法具有合理与可行性。
从各个地区生产总值占地方生产总值合计的比重来看,大部分地区生产总值比重衔接前后变化微弱,但个别地区变化幅度较大,2005-2009年衔接后北京与黑龙江所占的比重分别平均上升3.63%、1.74%;山东、江苏与河北所占的比重分别平均下降2.51%、2.89%、1.85%。
因而,整体上分析,Geary和Stark的产出估算法在地区GDP与全国GDP数据衔接上达到了一定的效果,具有其合理性。
三、线性调整法
(一)基本原理与计算步骤
线性调整法是根据经济现象之间的平衡关系,以及相关关系而产生数据之间的数量关系,从而对统计数据进行调整和研究的一种方法。这种方法的操作步骤为:
式(7)意味着不改变各个地区在国民经济结构中的序数以及比重。
再者,由式(6)与(7)得到推导公式为:
(二)线性调整法的特点
1.线性调整法实际上是一种比例衔接法,是根据地区公布数据占地区合计的比重来把国家公布数据分配给各个地区,从方法的复杂程度来考察,是一种比较简单且易操作的方法,并不涉及复杂的数学模型或经济计量模型,仅仅进行简单的代数运算就可以得到相应的衔接结果。
2.线性调整法中,存在的比例关系,该比例关系可以理解为以国家标准数据与地区合计之比来调整各地区的数据。对同一年份不同地区而言,调整幅度是完全相同的,由于各个地区有自身不同的特点,调整的幅度理应有所差异,因而该方法在此显示出与现实不相符。
3.该方法在比例关系上选用地区公布数据占地区合计的比重来表示,虽简单,但一定程度上抹杀了调整系数本身所应有的特性。
(三)衔接效果分析
根据线性调整法的特点不难得知,运用该方法对2005-2009年数据进行衔接,总量上调整后各地区数据合计与国家总量数据一定相等,没有差距,达到完全缩减的目的;分地区来看,所有地区调整幅度一致,2005-2009年总量相对误差连续五年均在10%以下,没有改变各地区在经济结构中的排序和比重,衔接结果并没有像Geary和Stark的产出估算方法得到的调整幅度特别大并且难以解释的情况。综合比较分析,在地区GDP生产总值合计与国家GDP数据存在巨大差距的情况下,运用该线性调整方法不仅数据上可以达到缩减差距的目的,而且没有改变各地区在经济结构中的排序和比重,更便于进行宏观分析。但由于该方法在数据衔接上调整幅度一致,难以解释。
四、辅助回归法
(一)基本原理与操作步骤
辅助回归方法的基本原理是:首先需要选择一个或若干指标,该指标必须满足与国内生产总值具有不可替代的密切关系,并且不论对国家GDP还是各省GDP来说,该指标的信度较高;其次建立所选指标与国内生产总值(地区生产总值)之间正确的函数关系;最后利用两者的函数关系反推国内生产总值(地区生产总值)。其基本步骤为:
第一步,建立各省市的地方生产总值与所遴选指标间的函数关系,重新构建地方生产总值增长率序列;
第二步,计算以某年为基期的各省市各年的生产总值指数;
第三步,计算以某年为基期的GDP总量;
第四步,计算各省市调整后的名义生产总值。
第五步,将各年各省市调整后的名义生产总值加总与国家GDP相比较,分别计算各个省市生产总值衔接前后总额差,增长速度衔接前后差额以及衔接前后各省市生产总值所占地区合计比重差额(或者各省市排名差异),由此判断数据的衔接效果。
(二)辅助回归法的特点
1.辅助回归方法依据的是经济关系中指标间的均衡关系,由信度较高的指标推算颇为争议的地方生产总值数据,理论上具有可行性。
2.该方法因为要首先选择与国内生产总值相近似的指标,对于单个的省市,指标的选择相对较容易,但对于不同省市要选择同一具有高度相关的指标,难度较大,方法的普遍适应性有待提高。
3.该方法首先调整的是实际值,后调整名义值,这样做的好处是能先避免各个省市物价因素对GDP的影响。
(三)衔接效果及分析
本文在运用辅助回归法对地区GDP与全国GDP数据进行衔接时,所选择的与国内生产总值相替代的指标为社会商品零售总额。虽然地区间社会商品零售总额受商品的流入与流出影响较大,也不足以代替地区国内生产总值,但作为一种方法的测试,不影响其原理。辅助回归法的地区数据衔接结果见下页表2。表2显示了辅助回归法在地区GDP总量与速度两方面的数据衔接结果。运用辅助回归法对地区GDP与全国GDP的数据衔接结果见下页表3。
表3显示,从总量上看,运用辅助回归法对2005-2009年间地区GDP与全国GDP数据进行衔接后,地方生产总值合计均低于衔接前的数据,采用辅助回归方法整体上达到了缩减的效果,一定程发上达到了减少地区与国家数据间差距的目的。
表2中,分地区看,2005-2009年各省市GDP总量相对差都不大,且各省市GDP调整大小相似,没有特别大的异常值。从总量相对误差的符号来看都为正,说明衔接方法连续五年对所有省市生产总值进行了不同程度的缩减。
从增长速度上看,2006年27个省市的衔接后增长速度低于衔接前的数据,意味着调整后增长速度下降,并且两者差额绝对值低于4%,只有北京衔接后增长速度下降了5.7%;2007年25个省市的衔接后增长速度低于衔接前的数据,波动幅度大于2006年,并且两者差额绝对值低于7%,只有四川衔接后增长速度下降了8.1%。可见,辅助回归法在增长速度的调整上显示了其良好的性质。
从地区生产总值占地区生产总值合计的比重上看,大部分地区衔接前后比重变化很小,除了上海的数据在衔接前后差异较大外,几乎所有省市生产总值所占地方合计的比重变化范围在1%以内,2005-2009年比重平均下降4.81个百分点。采用的衔接方法在缩小了地区与国家GDP总量数据的同时并没有大量改变地区间的排位。
五、三种衔接方法比较分析
(一)从理论上比较
从理论上分析,Geary和Stark的产出估算法、线性调整法实际上是一种比例分配法。这两种方法是先假定调整后的地区生产总值合计等于全国总的国内生产总值,然后借助一定基础指标的比例关系进行推导,最后得到一具体衔接公式。只是在Geary和Stark的产出估算法中,基础指标的选择通常是劳动生产率与劳动报酬,而在线性调整法中比例指标通常选用地区公布数据占地区合计的比重来表示。辅助回归法却不同,它是利用回归函数来推导国内生产总值或地区生产总值。因而,在原理上,我们认为三种方法都有其合理性,只是辅助回归法较另两种方法更具可取性。另外,从调整的顺序看,Geary和Stark的产出估算方法与线性调整法调整的顺序是先调整地区名义生产总值,之后调整实际生产总值。辅助回归方法刚好相反,由于其第一步是确定GDP与某一个变量之间的均衡关系,所以需要先回归,这样必须把数据调整为实际数值,也就是说,辅助回归方法先调整地区实际生产总值,之后调整名义生产总值。
三种方法都要事先借助相关指标来替代国内生产总值,指标选择的正确与否关系到三种方法的可行性,因而,指标选择构成了三种方法的共同难题。
(二)从衔接效果上比较
1.总量衔接效果比较
2.环比发展速度衔接效果比较
由于调整的程度不同,衔接后的发展速度与增长速度一般来说与调整前的速度有所不同,但如果差异太大的话,就不太容易被人们接受(邱东,2008)。所以说调整前后现价发展速度或增长速度不应该大范围大幅度地发生变动,除非特殊事件发生,实际应用的原则是衔接后发展速度或增长速度相对误差不超过5%。从这个角度上看,三种方法衔接的效果顺序依次是辅助回归落优于线性调整法,线性调整法优于Geary和Stark的产出估算方法。
3.各地区所占比重衔接效果比较
同发展速度或增长速度相似,衔接后各地区间的排序,不应该发生翻天覆地的变化,实际应考虑各个省市排序变化程度,从这个角度上讲,辅助回归法优于Geary和Stark的产出估算方法(线性调整法衔接后,各省市排序不变,没有可比性)。
(三)适用性比较
线性调整法基于“自上而下”地区核算的思想,把国家GDP总量按照一定比例分配给地方,比例的确定根据自身所占地方生产总值合计的比重,适用于地方数据信度比较高的地区,换言之就是地区数据与国家数据衔接较好的地区,用此方法效果更好。Geary和Stark的产出估算方法与辅助回归方法基于GDP与经济中某些可信度高并且比较重要的指标间存在的内部均衡关系,适用于地方数据与国家数据衔接较差的地区,当然衔接较好的地方效果更好。
综合比较,辅助回归法优于Geary和Stark的产出估算方法,Geary和Stark的产出估算方法又优于线性调整法,不过不同的方法皆有相应的适用场合与特点,以及不同的衔接效果。我们的比较只是就三种方法本身所具有的特性而言,只能说三种方法中有趋优的方法,但不能明确断定何种方法可以具体应用于实际数据衔接中并能达到良好的效果。
六、结语
本文分别运用三种衔接方法即Geary和Stark的产出估算方法、线性调整法与辅助回归方法,以2005-2009年数据为样本进行衔接。分别从三种衔接方法的基本操作步骤、特点与实证结果等各方面进行分析比较:Geary和Stark的产出估算方法来源于索洛经济模型,方法依存的是经济变量间的均衡关系,虽不涉及多么复杂的数学模型,但计算过程繁琐,衔接结果总量上达到一定效果,分地区看调整有增有减,但个别地区调整的幅度导致结果无法得到合理的解释;线性调整法根据经济变量之间固有的平衡关系,不涉及复杂的数学模型,操作方便,总量上可达到完全缩减两者之间差距的效果,分地区调整幅度一致,由于不同地区因自身发展模式,具有相应的发展特点,所以所有省份调整幅度完全一致与实际不符;辅助回归法需求相关指标建立与GDP正确的函数关系,以可信度较高的指标推测颇有争议的GDP指标,涉及一定的数学模型,虽不复杂,但操作过程并不简单,衔接效果从总量上看,达到一定缩减的程度,分地区看各个省份皆有不同程度的下调,并且没有大量改变地区间的排位。
实际应用中对于信度较高的地区运用辅助回归与Geary和Stark的产出估算方法,只是前者在对各个地区进行调整时效果较好,但总量上缩减效果稍差于后者;对于衔接较差的地区可以应用线性调整法。三种衔接方法各有优缺点,皆对地方生产总值合计与国家GDP之间的差距不同程度上做出缩减,只是在各个地区调整时程度有异。由于三种方法都受指标选择的限制,在地区GDP与全国GDP数据衔接上,三种方法都有待进一步完善
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总量分析 篇6
关键词：ARIMA模型；时间序列；人口总量
一、问题的提出
人口问题是世界各国普遍关注的问题。人作为一种资源，主要体现在人既是生产者，又是消费者。作为生产者，人能够发挥其的主观能动性，加速科技进步，促进社会经济的发展；作为消费者，面对有限的自然资源，人类在发展的同时却又不得不考虑人口数量的问题。因为影响一个国家或地区的人口数量不仅仅是一个自然再生过程，它还涉及到这个国家或地区的经济增长、公共事业支出、环境资源的承载力等许多因素。为了更好地解决人口和资源的矛盾问题，我们需要对人口开展研究，进行预测和控制。而其中最重要的，就是人口总量的研究。
贵州地处我国西南部云贵高原东面斜坡，是全国唯一没有平原支撑的省份。全省面积约17.6万平方公里，占全国国土面积的1.8%。省内共辖4个地级市（贵阳、遵义、六盘水、安顺），3个民族自治州（黔东南、黔南、黔西南）和2个地区（毕节、铜仁）。本文以贵州省为例，利用人口统计学、计量经济学等方面的相关理论依据，拟采用时间序列分析法，使用ARIMA模型，系统地研究贵州省人口总量的变化情况并作出预测。
二、人口模型的选择
运用时间序列分析方法建立模型的优点在于它不考虑以人口理论或经济理论为依据的解释变量的作用，而是依据变量本身的变化规律，利用外推机制描述和预测时间序列的变化。一个国家或地区的人口总量按年计可以构成一个时间序列，称为人口时间序列。
ARIMA模型全名为自回归移动平均模型，是一种精度较高的时序短期预测模型，其基本思想是：某些时间序列是依赖于时间t的一族随机变量，构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性，但整个序列的变化却具有一定规律性，可以用相关的数学模型进行近似的描述。
在这篇文章里，我们就将用贵州省的人口总量时间序列，通过Box-Jenkins法和计量经济学软件Eviews进行模型识别和拟合，建立一个贵州省人口总量时间序列的ARIMA模型。
三、贵州省人口总量的时间序列分析
贵州省的人口总量时间序列数据来源于贵州省统计年鉴，从1978到2012年共35个数据。根据1978到2012年的数据，首先作人口总量时间序列图{RKt}（如图1）
观察知，序列无周期。根据Box- Jenkins法，先进行一阶差分变换：
从图中我们可以看出，从1978年开始贵州的人口一直持续着正增长的趋势，直到2005年才开始下降，2012年又再度开始增长。
经计算，人口年增长平均值为23.4588万（7.20‰）。然后作一阶差分差减去平均值（23.4588万），得到一个新的的时间序列{Δt}。但是{Δt}还是不够平稳，所以需要进行第二次差分变换，得到{Δt’}。从图2的数据的性质中可以看出，进行过二次差分变换的数据性质已经平稳。
综合比较各模型的AIC，P，DW等评价标准，并比较出常数外其他变量与5%的大小后，ARMA（1，2）为可选用模型。相应于人口总量时间序列的ARIMA（1，2，2）。
其方程为：
对模型进行拟合（图略）后，对残差进行白化检验，检验结果如图4所示。图4表明残差的AC和PAC全落入随机区间，残差是白噪声。表明该模型的拟合值与原始值无显著差异。
图4贵州人口总量时间序列ARIMA（1，2，2）模型拟合残差的白化检验
因此，2013年贵州的人口总量按照ARIMA（1，2，2）模型来推算的话，应该是3469.903万人。
四、总结
本文运用1978到2012年贵州省人口数据建立ARIMA（1，2，2）模型，通过对模型进行参数估计与白化检验可以发现，预测相对误差较小，预测拟合精度较好，可用于对贵州省人口进行短期的预测，为制定人口相应政策提供一定的依据和参考。
本文选取的是依据滞后信息建立的预测模型。模型选取的原则相对简单，p，q均不超过3又说明其具有经济实用性，易于数据的收集和处理。因此，提出的模型不仅可用于贵州省人口预测。也可以用于其它省市和地区的人口预测。
根据人口序列我们可以看出，贵州省每年人口增量在1978年以后大约在24万左右，2005年以后的人口增量基本都持续在0以下，这说明党和国家的计划生育政策在贵州省得到了贯彻落实，年人口增长得到了有效控制。2013年的人口总量预测值为3469.903万人，说明贵州人口总量平稳中仍有少许降低的趋势。
人口总量的降低可能有很多方面的原因，比如人口的迁出、妇女生育率的降低等等。人口，特别是劳动人口，是构成经济增长的主要动力。人口的减少，就意味着相应地劳动人口地减少，对经济的发展还是存在一些不利影响的。因此，在我省人口总量不断减少的这一时期，应当做好以下几点：
第一，发展经济，鼓励民营企业。
第二，做好外省的人才引进工作，将优秀的人才引进贵州省。
总量分析 篇7
本文将利用协整性检验和因果性分析的方法, 研究河南省能源消费总量与经济发展之间的定性与定量影响。
1978年, Kraft J和Kraft A在他们的能源经济研究中, 首次发现了美国GDP对能源消费的因果关系[1]。随后, 能源经济之间因果关系的实证研究扩展到了英国、德国、意大利、加拿大、法国以及日本等发达国家[2]。近年来, 因果关系研究方法也逐渐被应用到亚洲国家的能源消费与经济增长之间关系的研究中, Glasure和Lee (1997) 利用Granger检验方法发现了新加坡能源对GDP的因果关系[3] , Yu和Choi (1985) 在标准Granger检验方法的基础上发现了韩国GDP对能源消费的因果关系[4], 在A safu-A djaye (2000) 基于协整性检验和误差修正模型的研究中, 显示了印度和印度尼西亚两国能源消费对GDP的因果关系, 以及菲律宾和泰国两国能源消费和GDP之间的双向因果关系[5]。Masih and Masih (1996) 分析了相关国家1955年-1990年的数据, 结果显示马来西亚、新加坡、菲律宾的能源消费与经济增长之间缺乏协整关系, 在印度表现为从能源消费到经济增长的单向因果关系, 在印度尼西亚表现为从经济增长到能源消费的单向因果关系, 在巴基斯坦表现为双向因果关系[6]。本文借鉴了他们的研究方法。
1.数据采集
选取了1980—2008年的河南省的国内生产总值 (GDP) , 单位为亿元人民币, 能源消费量 (EC) , 单位为万吨标准煤。根据选取《河南省统计年鉴2009》相关数据, 为了消除数据中可能出现的异方差, 分别对河南省能源消费总量和国内生产总值取自然对数进行分析。为了使数据具有可比性, 将GDP的数据按1978年的不变价格换算成实际GDP, 从总体上看 (见表1) , 1980年至2008年河南省的能源消费增长速度逐年递增, 河南能源消费增长与GDP增长基本上是同向增长的, 能源消费是经济持续稳定增长的重要推动力, 为经济发展提供了重要的物质保障。
资料来源:根据河南省统计年鉴整理
从图1可以看出GDP和能源的原始序列具有类似于指数增长的趋势, 为了消除异方差, 因此在建模前考虑对原始序列取对数。LNGDP序列和LNEC序列分别代表GDP和EC的对数序列。图2是GDP对数序列和能源对数序列的样本曲线, 观察图2可以发现两者的对数序列均呈线性增长的趋势。
虽然从图2可以得出LNGDP序列和LNEC序列具有时间趋势和非零的截距, 表现出了非平稳的特征, 但从两者的一阶差分图 (图3) 可以初步认为其为平稳的序列。
2.时间序列的平稳性检验
为了客观、科学地探求河南省经济增长与能源消费之间的内在结构依从关系, 需要首先确认时间序列的平稳性。如果一个随机过程的均值和方差在时间过程上都是常数, 并且在任何两时期的协方差值仅依赖于该两时期间的距离或滞后, 而不依赖于计算这个协方差的实际时间, 就称它为平稳的。协整理论要求相关的序列要有同阶的平稳性, 否则会产生伪回归现象。
因此在进行格兰杰因果检验和协整检验以前, 本课题采用ADF检验法分别对各序列进行单位根检验, 以检验其是否平稳。观察LNGDP序列和LNEC序列发现其均具有非零均值和上升趋势, 所以在对序列的水平值做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。在对序列的水平值做单位根检验时, 由于一阶差分序列已经消除时间趋势, 所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定, 检验结果如下:
由检验结果可看出: LNGDP和LNEC序列均为非平稳的序列, 但是经过二阶差分后, 在1%显著水平下二者都拒绝了存在单位根的零假设, 说明它们均属于二阶单整序列, 即LNGDP和LNEC序列为差分平稳的时间序列, 因此, 便可进行协整分析。
3.协整性检验
协整指的是尽管就单个时间序列而言是非平稳的, 但是两个或两个以上时间序列的线性组合却是平稳的。协整分析涉及的是一组变量, 它们各自都是不平稳的, 但它们一起漂移。这种变量的共同漂移使得这些变量之间存在长期的线性关系, 因而使人们能够研究经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们短时间内偏离均衡位置, 在长期中会自动回复到均衡位置。协整分析的经济意义在于, 对于两个具有各自长期波动规律的变量, 如果它们之间是协整的, 则它们之间存在一个长期的均衡关系。反之, 如果这两个变量不是协整的, 则它们之间不存在一个长期的均衡关系。
首先, 建立回归方程:
undefined
其中被解释变量为能源消费总量EC, 解释变量为GDP, u为随机扰动项。利用计量经济学软件EVIEWS5.0, 运用最小二乘法 (OLS) 对式 (1) 回归得出估计结果如表3所示。
有以上统计结果可以得到估计方程:
undefined
t=34.5816 F=630.9988
R2=0.9589 D-W=0.16667
由协整回归方程 (2) 可看出, LNEC和LNGDP之间正向相关, 方程中的系数0.5477是弹性系数, GDP每增加l%, EC将会增加0.5477%, GDP的t值为34.5816, 说明关系显著。R值为0.9589, 表明拟合度很好;但由于R值大于DW之值, 所以此回归有伪回归的可能, 因此需要对残差进行单位根检验, 以判断二者之间是否具有协整关系。滞后阶数根据AIC准则取为2, 在有常数项、无时间趋势的条件下进行检验。检验结果见表4。
检验结果显示, 残差序列在5%的显著性水平下拒绝原假设, 接受不存在单位根的结论, 因此可以确定残差序列为平稳序列, 上述结果表明LNEC和LNGDP之间存在协整关系。分析表明河南省经济增长与能源消费之间存在长期均衡关系, 一方面说明了河南省经济增长对于能源消费的依赖性, 另一方面也说明了在资源有限的条件下, 提高能源利用率、调整产业结构, 改善能源消费结构对于促进河南省经济可持续发展的必要性。为此, 可进一步利用格兰杰 (Granger) 因果关系检验方法判二者之间的因果关系。
4.Granger因果关系检验
由于协整检验仅仅能够考察两个变量间是否具有长期均衡关系, 却反映不出二者之间有何因果影响关系。而格兰杰因果检验的目的正在于考察变量之间是否具有因果关系。该检验方法是由Granger (1969) 提出, 后又经Hendry、Richard等人发展完善的一种检验方法。当且仅当X的历史值和Y的历史值在一起能够比其他的方法更好地预测Y的当前值时, 我们称X是Y的Granger原因, X导致Y。X与Y之间存在三种关系, 即互为因果关系、不可逆的因果关系以及相互独立的关系。具体可通过如下进行检验:先估计当前的Y值被其自身滞后期值所能解释的程度, 然后检验通过引入序列X的滞后值, 是否可以提高Y的被解释程度。如果是, 则称时间序列X是Y的Granger原因, 此时X的滞后期系数在统计上是显著的。Granger因果关系检验对滞后期非常敏感, 经过多次调试, 确定在此考虑滞后七期的情况。检验结果如下表:
Granger因果关系检验表明了, EC对GDP通过了Granger因果关系检验, 而GDP对EC却没有通过Granger因果关系检验。即经济增长是能源消费增长的Granger原因, 能源消费增长不是经济增长的Granger原因。
5.小结
通过以上分析可以得出, 平稳性检验表明了河南省GDP和能源消费虽然都不是是平稳序列, 但是经过差分后均是二阶平稳的。GDP与能源消费之间存在着拟合关系, 从1980至2008年河南省GDP每提高l%, 能源消费增长0.5477%。Granger因果关系检验表明河南省能源消费和经济增长之间是单向因果关系, 即从经济增长到能源消费的因果关系。分析其原因可能在于以下两点:第一, 影响经济增长的因素非常多, 能源消费作为其中的一个因素不可能在短期内显著的对经济增长构成影响。第二, 能源消费结构的优劣程度也会对经济增长产生一定的影响—在能源消费总量一定的情况下, 能源消费构成中的污染型能源在对经济增长产生正面效应的同时, 也对环境产生了负面效应, 这势必需要投入一定的财力物力来进行负面效应的减免, 这种负面的影响力在某种程度上削弱了能源消费总量对经济增长的正面影响。所以在能源消费总量一定的情况下, 由于各种能源消费对经济增长的影响各异, 能源消费的构成情况也间接决定着经济增长的水平, 只有当那些对经济增长贡献度较大的能源占能源消费的比重较大时, 能源消费构成才可以算作是较为优化的, 如此看来, 分析能源消费构成的各个部分与经济增长的相关性以及贡献度就显得尤为重要。这一问题另外讨论。
参考文献
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总量分析 篇8
充裕的劳动力供给是助推我国经济增长的主要因素之一, 对于我国未来何时进入劳动力短缺时代, 不同研究预测结果不同。本文对我国未来劳动力供给数量的预测主要是从人口总量预测的角度出发, 假定一些最基本的变量, 例如死亡率或者预期寿命水平, 从而推测出各个年龄阶段的人口数量。
本文首先根据2007年全国人口变动情况抽样调查样本数据 (抽样比为0.900‰) 推算出未来13年内适龄的劳动力数量, 然后再分析影响我国劳动力结构的因素。我国劳动力范畴的统计分类把劳动力资源界定为男性16～60岁, 女性16～55岁, 具有劳动能力, 在正常情况下可能或实际参加经济活动的劳动力, 但实际上参与经济活动的劳动力突破年龄限制, 因此本文把研究对象界定为15-64岁的劳动力, 分别推算15-24岁、25-54岁、55-64岁的适龄劳动力数量。
推算思路是, 以2007年统计年鉴中全国分年龄、性别的人口数为依据, 2008年15—64岁的劳动力资源主要由2007年的14—63岁男女人口组成, 并依此类推2020年15—64岁的劳动力资源主要由2007年的2—51岁男女人口组成, 再去除2007年各年龄阶段人口数成为适龄劳动力时的各年死亡人数。对于死亡率的假定:参考了中国人口和就业统计年鉴上各年龄组及各组内男、女的平均死亡率 (2006年11月1日--2007年10月31日) , 这样就计算出了未来13年的分性别、分年龄组的劳动年龄人口数量。
2020年以前各年的劳动力资源数量推算公式是:
N=Ye-Yo Ye=预测的年份Yo=基期年份 (2007年)
参数说明:
N代表推算年份距离基期年的时间间隔;Pi代表全国2007年i岁人口数, i的取值范围是 (15-N) ～ (64-N) , Di是根据2008年中国人口和就业统计年鉴, 全国分年龄、性别的死亡人口状况 (2006年11月1日—2007年10月31日) 中对应的分性别、分年龄组的死亡率。
分性别、分年龄组的劳动年龄人口数量 (单位:万人)
资料来源:分别根据2008年《中国统计年鉴》、2008年《中国人口和就业统计年鉴》数据推算得出。
从数据中可以看出:15—64岁劳动力年龄人口总量变动的趋势, 我国的劳动力资源总数将维持在一个较高的水平, 在2012年有一个运行高峰 (参见上图) , 数值在98000万人左右波动, 之后大体上呈现下降趋势;参加经济活动的劳动力, 也就是“有效的劳动力供给”的核心部分由25-54岁的黄金年龄阶段劳动力群体构成, 该阶段的劳动力年龄人口供给总量比较稳定, 维持在61000万人左右, 在2016年达到运行高峰, 与2007年总量基本持平;55-64岁人口总量大体呈上升趋势, 可见我国老年从业人员随老年人口的增加而增加, 2020年将达到18732人。
推算的结果显示:15—64岁劳动力年龄人口总量在2013年后大体上呈现下降趋, 出现上述情况的原因在于:一是本文主要依据2007年人口统计年鉴的数据。据相关研究, 统计年鉴的数据略高于人口普查数据, 但由于人口普查数据的年龄阶段划分较粗, 因此采用了人口与就业统计年鉴;对未来死亡率假设过高, 本次采用统计年鉴中全国分年龄、性别 (2006.11.1-2007.10.31) 的死亡率数据, 但根据统计年鉴中1997-2007年死亡率统计显示, 2007年死亡率为近10年最高值。
二、我国从业人员年龄结构的变动趋势分析
从预测数据可以看出未来从业人员年龄结构的变动将是影响未来社会经济发展的一大因素。
总量分析 篇9
关键词：计量经济学,能源,因素
在当今世界各国之间经济发展竞争日益激烈的格局下, 能源是社会发展的重要保障但同时也在某种程度上制约了经济的发展, 因此也越来越成为各国大力发展经济时所需考虑的几大核心要素之一。自从改革开放以来, 我国经济经历了飞速的跨越式发展, 取得了令世界瞩目的成绩, 在经历了经济粗放发展阶段之后, 不断意识到提高能源利用效率、维持能源的供需平衡是使得某一城市或地区经济达到可持续发展目标的重要保证。因此为了研究重庆市能源消费量的影响因素, 本文通过选取重庆市1975~2012年间的数据, 应用计量经济学的分析方法, 来分析影响重庆市的能源消费量的一些因素。
一、模型的选择与建立
本模型研究自1975年到2012年, 重庆市能源消费总量与其影响要素之间的关系。选取的模型变量如下:
Y:重庆市能源消费总量, 单位:万吨标准煤。X1:重庆市煤炭消费量, 单位:万人。X2:重庆市GDP, 单位:亿元。X3:重庆市平均货币工资, 单位:元。X4:重庆市货运量, 单位:万吨。X5:重庆市总人口, 单位:万人。
将被解释变量的数学形式确定为:
二、数据来源与分析
(一) 样本数据及其来源
本文选取了1975年至2012年间重庆市38年的年度数据, 样本数据来自于《新中国六十年统计资料汇编———重庆篇》以及《重庆统计年鉴》。
(二) 数据调整
由于变量之中货币量和实物量同时存在。所以货币形式数据均需要以当年价格计算。因此, 统计模型中的GDP使用GDP指数调整;平均货币工资按平均实际工资指数进行调整。能源消费总量、煤炭消费总量、总人口不进行调整。
将调整后的X1、X2、X3、X4、X5数据分别与Y做散点图, 线性拟合度佳, 因此可以进行下一步分析。
三、模型估计
(一) 方程的检验与处理 (自相关、异方差、多重共线性)
1. 首选五元模型进行处理和检验。
对模型进行OLS估计, 得到估计模型如下:
在对五元模型进行二次自相关处理与一次异方差处理后, 不存在异方差和自相关, 但货运量和能源消费总量成反比, X4的经济意义不符合。因此放弃五元模型。
2. 选取合适的四元模型。
由于X4经济意义不符合, 所以在上述元模型中去掉X4, 挑选此模型进行检验和处理处理。
在四元模型最小二乘估计的结果中, DW=1.217233, 因为DW=1.217233<1.73=DU, 该模型存在正自相关。
对模型做广义差分回归进行第一遍自相关处理、WLS异方差处理、第二次自相关处理之后, 得到估计方程:
DW=1.976045∈ (1.73, 2.27) = (DU, 4-DU) , 四元模型至此不存在异方差和自相关, 各变量的系数均大于零, 其t、F检验值在95%的置信概率下都已通过, 且可决系数和调整后的可决系数都大于99.99%, 即此方程的显著性极强, 拟合优度极高。所以到此, 我们可以认为该方程已不存在自相关、异方差及多重共线性中的任何问题, 各解释变量及总体方程的经济意义也完全符合要求。
所以, 所建立的最终模型为:
(二) 对相对重要性进行分析
对弹性系数的计算
得E1=0.75, E2=0.09, E3=0.10, E1=0.52, E1>E5>E3>E2, X1, X5, X2, X3, 对被解释变量Y的影响程度依次递减, 即煤炭消费量对能源消费总量的影响最大, 总人口对能源消费总量的影响次之, GDP对能源消费总量的影响再次, 平均货币工资对能源消费总量的影响最小。
三、经验解释
通过以上分析得出:在煤炭消费量、GDP、平均货币工资、货运量和总人口五个因素中, 煤炭消费量、GDP、平均货币工资和总人口能较好的解释能源消费量的变化。最终确立模型为:
同时, 根据弹性分析得出煤炭消费量对能源消费总量的影响最大, 总人口对能源消费总量的影响次之, GDP对能源消费总量的影响再次, 平均货币工资对能源消费总量的影响最小。
此模型也符合经济意义上的解释, 得出的是正确合理的模型。
四、建议
面对能源日益紧张的局面, 我们应该从煤炭消费量、人口方面和GDP方面采取措施应对能源问题:首先, 应该控制煤炭消费量, 煤炭是不可再生资源, 资源一旦枯竭, 将对一国经济产生严重威胁, 因此可以通过控制产品生产的单位能耗, 寻找可替代能源减少煤炭消费量;其次, 我们还应控制人口数量, 使其维持在适于经济发展的规模与增长速度上;最后, 我们要提高资源的使用效率, 重视绿色GDP的概念。只有积极应对目前的能源问题, 才能促进我国经济的良好快速发展。
参考文献
[1]李子奈, 潘文卿.经济计量学[M].高等教育出版社, 2010.
[2]王兵, 张技辉, 张华.环境约束下中国省际全要素能源效率实证研究[J].经济评论.2011 (04) .
[3]刘旖芸.上海能源消费与经济发展关系研究[D].复旦大学, 2009.
总量分析 篇10
水环境容量是规划环评中研究水环境承载力的关键和基础, 也是水环境污染控制和治理的重要依据。水环境容量指在保证某一水体水质符合规定标准的前提下, 单位时间内能够容纳的某种污染物的最大允许负荷量, 它的大小取决于水体的自然特性、水质标准和污染物本身的特性等。
本文以眉县纺织产业园 (简称“产业园”) 规划实施前后, 其所在渭河流域常兴段的水环境容量变化情况为例, 说明规划实施对区域水环境的影响, 并提出产业园总量控制建议指标。
1 水环境容量模型
1.1 基本假定条件
为了简化计算, 本次计算假定:
1) 评价河段 (即渭河常兴大桥断面至法汤大桥断面之间的河段) 河道断面沿流程构造均匀, 可概化为顺直均匀河道, 且该段无支流汇入;
2) 评价河段各乡镇企业废水和乡镇生活污水按集中排放污染源计算, 即点源, 不考虑非点源 (面源和线源) 污染影响, 其排放方式为岸边连续排放, 其排污条件不随时间发生变化;
3) COD和NH3-N的降解假设为一级反应, 地下水、底泥、泥沙吸附及解吸等作用不考虑;
4) 评价河段按照枯水期计算水环境容量。
1.2 水质模型的选定
渭河属于中型河流, 对此类河流的较长河段, 通常只关心污染物浓度的沿程变化, 其横向和竖向的污染物浓度梯度可以忽略, 因此, 可采用一维模型来模拟河流水质。假定水体的水文条件和排污条件所构成的水质处于稳定状态 (即水体污染物的浓度不随时间变化) , 同时忽略纵向弥散作用, 描述河流污染物一维稳态衰减规律的微分方程为:
在初始条件C=C0下, 式 (1) 的解为:
其中:
其中, u为河流断面纵向平均流速, m/s;x为河水流经距离, m;Cx为河水流经距离x处河水污染物的浓度, mg/L;C0为初始断面处 (x=0) 河水污染物的浓度, mg/L;K为污染物降解系数, d-1;C1为河流中污染物的本底浓度, mg/L;C2为排入河流的污水污染物浓度, mg/L;Q为河流水体的流量, m3/s;q为排入河流的污水的流量, m3/s。
1.3 水环境容量计算模型
水环境容量计算模型是在利用水质模型模拟出河流水质的基础上, 对水环境容量进行计算。河流水环境容量的计算模型很多, 但其基本形式都是:水环境容量=稀释容量+自净容量+迁移容量。河流水环境容量的计算方法日趋成熟, 针对不同的自然环境特征和河流特征, 有不同的水环境容量计算模型。本文选取的水环境容量计算模型[1]为:
式中:E———环境容量, g/s;
E1———稀释容量, g/s;
E2———自净容量, g/s;
E3———区间来水附加迁移容量, g/s;
Q———河流设计流量, m3/s;
Cs———水质标准, mg/L;
C0———河流初始浓度, mg/L;
K———综合降解系数, d-1;
V———水体体积, m3, V=Q/u×L;
u———河流平均流速, m/s;
L———河段长度, m;
q———排污流量或支流流量, m3/s。
1.4 计算条件的确定
1) 渭河评价河段功能区及执行水质标准。
根据GB 3838-2002地表水环境质量标准和陕西省水环境功能区划 (陕政办发[2004]100号) , 产业园所在区域地表水渭河主要使用功能为取水, 水环境功能区划确定为Ⅲ类;水质标准执行GB 3838-2002地表水环境质量标准中的Ⅲ类标准, 即COD≤20 mg/L, NH3-N≤1.0 mg/L。
2) 综合降解系数。
污染物综合降解系数是计算水体纳污能力的一项重要参数。不同的污染物、不同的水体、不同的环境条件, 其综合降解系数是不同的。根据查阅相关学术论文[2,3], 暂定评价河段COD和NH3-N的综合降解系数分别为:
3) 设计水文条件。
根据距离渭河评价河段最近的魏家堡水文站[4]统计资料, 确定评价河段的设计水文条件:评价河段 (渭河常兴大桥断面—法汤大桥断面) 长度8.3 km, 枯水期平均流量13.6 m3/s, 平均流速0.65 m/s。
4) 其他计算参数。
a.河流初始浓度C0。
根据宝鸡市环境保护局网上公开的宝鸡市2012年~2014年渭河流域县界断面水质监测资料, 确定以常兴大桥断面近三年的例行监测资料平均值作为本次评价河段初始浓度C0, 其中,
b.排污流量q。
根据实际调查和查阅相关资料, 评价河段不考虑支流汇入, 仅考虑产业园排污流量, 即q=0.066 m3/s。
2 水环境容量的计算和总量控制分析
2.1 水环境容量的计算
1) 水环境容量计算结果。
根据式 (4) 计算出评价河段水环境容量, 计算结果见表1。
由表1可知, 评价河段水环境容量ECOD=2 627.89 t/年,
2) 规划实施后, 剩余环境容量计算结果。
假设不考虑评价河段其他污染源, 仅考虑本次规划实施后, 其废水污染物排放对渭河的影响, 则剩余环境容量计算公式为:
其中, X为剩余环境容量, t/年;P为污染物入河量, t/年;E为环境容量, t/年;λ为环境容量利用系数。
根据式 (5) 得出评价河段剩余环境容量, 计算结果见表2。
由表2可以看出, 规划实施后, 评价河段COD和NH3-N均有剩余环境容量, 分别为XCOD=1 997.48 t/年,
3) 水环境容量分析。
由于评价河段的径流量变化较大, 丰水期的径流量>平水期的径流量>枯水期的径流量, 而一般情况下, 流量越大, 水环境容量越大。因此, 在排污量相同的情况下, 丰水期的水环境容量>平水期的水环境容量>枯水期的水环境容量。根据水环境容量分析结果, 本次规划实施后, 评价河段尚有剩余的水环境容量, 分别为XCOD=2 148.05 t/年, , 规划实施对渭河水环境影响较小。
2.2 总量控制指标分析
2.2.1 总量控制建议指标
根据水环境容量分析结果, 提出园区废水污染物总量控制建议指标:COD≤104.83 t/年, NH3-N≤10.48 t/年。
2.2.2 产业园废水污染物总量控制指标来源分析
1) 规划实施后, 排入渭河的废水污染物区域削减量分析。根据现场调查和咨询相关部门, 目前产业园北区已建成, 不再引入新的企业入驻, 其废水处理方式为:排入现有污水站—氧化塘处理后排入渭河;南区尚未开始建设。规划实施后, 北区废水和南区废水通过园区排水管网集中收集, 全部纳入园区污水处理厂集中处理, 处理后出水满足GB 18918-2002城镇污水处理厂污染物排放标准一级A标准方可排入渭河。则规划实施前后, 排入渭河的废水污染物变化情况见表3。
t/年
由表3可以看出, 规划实施后, 北区排入渭河的污染物量将得到有效的削减, 南区规划实施后虽然新增一定量的废水污染物, 但从产业园整体考虑, 与实施前相比, 排入渭河的废水污染物总量显著减少。可见, 规划实施后, 产业园所在区域废水污染物将得到有效的削减, 削减量分别为COD 239.025 t/年, NH3-N153.367 t/年。因此, 产业园的总量控制指标完全可在现有北区总量控制指标中获得, 不必重新申请, 其来源有保证。
2) 规划实施过程中, 不符合园区产业定位的企业迁出后可余出的总量分析。根据规划分析, 宝鸡新丰化工有限公司等企业与园区整体产业定位相差较大, 评价建议在条件成熟的情况下考虑将这部分企业迁出。根据目前实际收集到的企业排污数据估算, 预计迁出后可减排废水699 270 m3/年, 减排COD 34.964 t/年, 减排NH3-N 3.496 t/年。废水污染物的减排为园区置换出富余的总量, 即可余出COD 34.964 t/年, NH3-N 3.496 t/年, 间接为后续入驻企业提供富余的总量。
综上所述, 规划环评提出的园区废水污染物总量控制建议指标在渭河评价河段的水环境容量范围之内, 随着园区污水处理厂的建成运行及不符合园区产业定位的企业迁出, 区域废水污染物将得到有效的削减, 产业园总量控制指标来源有保证。
3 结语
本文运用实例对规划环评中水环境容量进行了详细的计算说明, 为规划环评提供了切实可行的水容量计算方法, 从而为确定园区总量控制指标提供了依据, 还提出了园区总量控制建议指标, 并分析了总量来源, 具有一定的借鉴意义。
需要指出的是, 本文仅对点源污染条件下评价河段水环境容量进行了计算, 并给出总量控制建议指标, 考虑到产业园所在区域周边存在大量的基本农田, 还可把非点源污染对评价河段水环境容量的影响做进一步研究, 进而纳入到水污染总量控制体系中, 更好的进行污染控制。
摘要：运用一维稳态水质模型和水环境容量模型, 计算了产业园规划实施后渭河常兴段的水环境容量, 说明了规划实施对区域水环境的影响, 并提出了产业园总量控制建议指标, 为规划环评中水环境容量计算和总量控制指标分析提供借鉴。
关键词：水环境容量,剩余环境容量,总量控制,规划环评
参考文献
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总量“减肥” 都市剧集中 篇11
都市题材作为电视剧的主流之一,一直受到业内青睐。近年安徽、江苏、湖南、东方等卫视每年播出的都市情感剧在所有播出剧集中都占有相当比例,如《金婚》《双面胶》《王贵与安娜》《艰难爱情》等都取得了不俗收视成绩。
不过,一直以来,都市剧创作模式固化倾向较严重。对此,在不久前召开的“全国卫视综合频道电视剧播出管理会议”上,电视剧管理部门提到要注意都市伦理情感剧“三破一苦”的倾向问题……
10月立项表中值得关注的剧目有:
两岸合拍《巅峰时代》
由九洲音像出版公司和台湾电视机构联合制作的电视剧《巅峰时代》已开机拍摄,这是一部大陆和台湾合拍的现代时装剧。《巅峰时代》以金融危机为背景,故事涉及现代商业伦理,角色设定与故事取景横跨两岸。“除了带领观众享受抽丝剥茧、探究真相的乐趣之外,更能在潜移默化中,促进两岸人文交流,增进彼此了解。”制片方介绍道。据制片方透露,该剧男一号是人称“台视一哥”的黄少祺。
《珍珠塔》引入好莱坞制作力量
越剧经典剧目之一《珍珠塔》将被拍成电视剧,相关剧本正在创作中。美国蒙纳瑞克斯好莱坞电影公司总裁克里斯蒂·里比应邀参加《珍珠塔》的创作,担任该剧艺术总监。克里斯蒂·里比是好莱坞资深导演和制片人,曾制作过《偷心俏佳人》《黑狱胭脂》《继承人》等影片。
《珍珠塔》讲述了同里人陈王道(明万历年南京监察御史)之女与其表弟的爱情故事,展现男主人公方卿穷不失志和女主人公陈翠娥对婚姻的忠贞不一。《珍珠塔》的故事充满了古典浪漫主义和传奇色彩。作为传统剧目,《珍珠塔》从清代马春帆的弹词脚本开始,逐步演变出锡剧、越剧、淮剧版本,在各地频频上演。
该剧计划投资3000万元,预计明年开机拍摄,2010年10月与观众见面。
侯勇领衔《陕北汉子》
10月25日,电视连续剧《陕北汉子》开机仪式在京举行。《陕北汉子》是一部年代戏,时代背景定格在解放前,男主角以陕北哥老会龙头大爷白文焕为原型。通过主人公的人生轨迹,向人们展示陕北汉子的精神、魂魄、气节和智慧。该剧集结了国内一批实力派演员:男一号白文焕由侯勇饰演;曾在《中国式离婚》中有上佳表现的蒙古族女演员咏梅饰演白妻乌兰珠;一贯以正面形象出现的杜源此次在剧中饰演反一号吴文贤;《潜伏》中马奎的扮演者范雨林出演白文焕的拜把兄弟梁大鹏……
总量分析 篇12
作为当代社会经济发展中至关重要的物质基础,能源始终是经济增长必不可少的要素之一。20世纪90年代以来,河南省的经济取得了飞速发展,而能源消费增长的速度甚至更快,截止到2013年,河南省的能源消费强度达到了41. 76% ,与北京市和广东省等发达地区的能源消费强度相比较,大约高出了50% ,而且,明显高于我国的平均能源消费强度6. 64% 。其次,河南省作为我国中原经济区的重点建设区域,对于协调好中原经济区的经济增长和环境保护的关系的任务是至关重要的。而且,河南省现阶段正处于工业化飞速发展的时期,对煤炭、石油以及天然气的消费依旧占据着主体地位,且以高污染、高碳性的煤炭消费为主,并且在相当长的一段时期内是不可改变的。因此,我们要正确地认识和处理河南省能源消费总量和经济增长之间的因果关系。
因此,文章基于前人的研究成果,根据一元线性回归分析法,利用SPSS17. 0软件对河南省2004—2013年的国内生产总值和能源消费总量的关系进行了相关和回归分析。结果表明,河南省的能源消费总量 ( TEC) 与经济增长之间存在着长期的均衡关系,并且经济增长与能源消费总量之间存在着正相关关系。
2文献回顾
在20世纪70年代,世界开始爆发石油危机。因此, 能源问题开始受到国际社会的广泛关注。毋庸置疑,对能源利用与经济增长关系问题的研究已经开始成为学者们进行经济研究的重点。1978年,Kraft J. 和Kraft A. 采用1947—1974年美国的能源消费和经济增长的样本数据进行实证分析,得出的结论是美国的能源消费对经济增长存在着单向的因果关系。后来,紧张的能源供应和经济快速增长的矛盾问题日益突出,越来越多的国内经济学者逐渐开始不断关注和实证分析能源消费和经济增长之间存在的关系和问题。韩智勇认为,我国的经济增长与能源消费之间虽然存在着双向的因果关系,但是不存在长时间的协整性。肖冬荣利用上海市1985—2004年的数据实证分析出上海市存在着能源消费对经济增长的单向因果关系的结论。许广月 ( 2010) 对我国1981—2008年的能源消费、碳排放以及经济增长的数据,利用VEC模型进行实证研究发现,它们两两之间均存在单向的Granger因果关系。李文洁 ( 2012 ) 利用1991—2007年间的省际面板数据,对能源开发强度对经济增长的影响和产生这种影响的时间趋势以及地区差异进行了仔细研究,研究结果显示的是总体经济和能源开发强度之间存在着负相关关系,这说明: 在一定程度上能源开发强度阻碍着经济的增长。
3河南省能源消费总量与经济增长的现状分析
改革开放以来,河南省的经济取得了飞速的发展,显而易见的经济建设也取得了重大成就,当地人们的生活水平也因此而取得了显著的提高。因此,全省的能源消费总量 ( TEC) 与GDP都快速增 长,单位地区 生产总值 ( GDP) 的能源消耗也不断增加,能源消费需求与能源生产供给的矛盾也变得日趋突出。
3.1河南省经济增长的现状分析
由河南省统计年鉴显示的数据可知: 河南省的国内生产总值 ( GDP) 由1978年的162. 92亿元增加到了2013年的32155. 86亿元,从2004年到2013年,河南省的国内生产总值一直处于不断上升的趋势,如表1所示:
3.2河南省能源消费总量现状分析
从2004年到2013年,河南省的 能源消费 总量 ( TEC) 也一直处不断上升的趋势,如表2所示:
( 单位: 亿元)
数据来源: 河南省统计年鉴 ( 2014) 。
( 单位: 万吨标准煤)
数据来源: 河南省统计年鉴 ( 2014) 。
总的来说,由表1和表2的数据分析可知,2004— 2013年,河南省的国内生产总值 ( GDP) 和能源消费总量 ( TEC) 一直以来均处于上升趋势。
4河南省能源消费总量与经济增长的实证分析
4.1样本选择与数据来源
一元线性回归方程是反映一个因变量与一个自变量之间的线性关系。本文以河南省的国内生产总值 ( GDP) 作为因变量,由Y表示,以能源消费总量 ( TEC) 作为自变量,用X表示。利用2004—2013年的河南省国内生产总值 ( GDP) 与能源消费 ( TEC) 的数据 ( 表1和表2的数据) 做出散点图,如图1所示:
由图1可知,河南省的GDP与TEC基本上是服从线性关系的。所以,此散点图的数学方程可以用Y = a + b X + u表示。其中a、b为待估计参数; u为随机误差项,即体现除主要变量能源消费X之外的所有因素的综合影响。
4.2输出结果
利用计量经济学软件SPSS17. 0,对河南省2004— 2013年的国内生产总值和能源消耗总量进行相关分析和回归分析,由相关性结果可知,河南省的国内生产总值和能源消耗总量是显著相关的。相关分析输出结果如表3所示:
**. 在 0. 01 水平 ( 双侧) 上显著相关。
由相关性结果可知,河南省的国内生产总值和能源消耗总量是显著相关的。
回归分析输出结果如表4、表5、表6所示:
a. 预测变量 ( 常量) ,TEC。 b. 因变量: GDP。
a. 预测变量 ( 常量) ,TEC。 b. 因变量: GDP。
a. 因变量: GDP。
由回归结果可知,第一,由拟合优度结果显示可知, 河南省的能源消耗总量和国内生产总值之间的相关系数为0. 990,拟合线性回归的确定性系数为0. 979,而经调整后的确定性系数为0. 977,标准误差的估计为0. 562,由此结果可以认为,此模型与数据有着很好的拟合程度。第二,由方差分析表显示可知,回归平方和为5. 902E8,残差平方和为1. 253E7,总平方和为6. 028E8,对应的F统计量的值为376. 722,显著水平小于0. 05,因此可以认为所建立的回归方程是有效的。 第三,由回归结果表显示可知,非标准化的回归系数B的估计值为2. 055,标准误为0. 106,标准化的回归系数为0. 990,回归系数显著性检验t统计量的值为19. 409, 对应的显著性水平Sig. = 0. 000 < 0. 05,因此可以认为方程是显著的。因此,对河南省的国内生产总值和能源消耗总量的回归分析,得到的回归方程为Y = - 20154. 883 + 2. 055X。总而言之,对方程的方差分析以及对回归系数的显著性检验均可以得出,所建立的回归方程是显著的。
5结论