地下水动态与均衡

地下水动态与均衡（通用7篇）

地下水动态与均衡 篇1

1 开展大庆市地下水动态监测的意义、目的、任务

地质环境作为自然环境的重要组成部分, 是一个动态的变化系统, 是人类生存和发展的基本条件之一, 是社会和经济发展的基础。地质环境监测是指对地壳表层威胁或影响人类经济社会活动和对人类有重大价值的地质环境要素 (地下水环境、地质遗迹、土地地质环境等各种地质环境要素) 动态变化实施的监测、监控、分析及预测。为地质环境管理提供技术支撑, 为社会公众提供信息服务。地质环境监测数据是正确评价地质矿产资源数量和地质环境质量, 制定开发利用和保护方案的基础资料, 是检验资源开发利用是否合理, 地质环境保护措施是否得当的直接手段。

地质环境监测是一项基础性、社会公益性地质工作, 是地质环境保护与管理的重要基础工作, 是履行政府职能的基本要求, 是实现防灾减灾战略的迫切需求, 是二十一世纪水安全战略的重要保证。通过建立完善的监测网络, 利用先进的技术方法和监测手段, 对地质灾害、地下水环境、土壤环境、矿山地质环境和地质遗迹等地质环境要素的监测, 及时掌握和预测预报地质环境状况的特征信息、动态变化规律和趋势, 为科学制定防治地质灾害, 合理开发利用地质环境资源的政策措施提供依据, 达到防灾减灾、保护地质环境的目的。为此, 1999年2月24日国务院颁布了《地质灾害防治管理办法》。国土资源部2008年8月颁布了《推进全国地质环境监测体系建设实施方案》 (2008~2010年征求意见稿) 和《地质环境监测管理办法》 (征求意见稿) , 随着国家的地质灾害防治法规的建立健全, 黑龙江省于1999年9月2日以黑龙江省人民政府第5号令发布了《黑龙江省地质环境管理办法》, 相继颁发了《黑龙江省地质环境保护条列》。明确了“组织开展地质环境监测是国土资源部门的重要职责, 不断完善地质环境监测体系是做好地质环境监测工作的基本保证”。党中央、国务院高度重视地质环境保护工作, 《国务院关于加强地质工作的决定》把强化地质环境和地质灾害调查监测作为六项主要任务之一, 国务院批准的《全国地质灾害防治“十一五”规划》和《全国地质勘查规划》对做好地质环境监测和地质灾害预警预报工作做出了总体部署。

地质环境监测数据是正确评价地质矿产资源数量和地质环境质量, 制定开发利用和保护方案的基础资料, 是检验资源开发利用是否合理, 地质环境保护措施是否得当的直接手段。

根据2005年第十五次《关于大庆国土资源管理等问题的市长办公会议》精神, 同意建设大庆市地质环境监测中心, 开展大庆市地质环境监测工作。大庆市地质环境监测站经多次与市局领导、总站及有关专家研究、咨询认为, 大庆地质环境监测工作处于起步阶段, 地质环境数据的空白, 地质条件的复杂程度, 地质灾害诱发成因的特殊性等诸多因素, 造成地质环境监测工作应具有重点性、针对性, 监测网网络布局应具大局观、长远性。因此, 为了利于大庆地质环境监测工作的有序发展, 应在编制地质环境监测规划的同时, 建立大庆市地质环境监测体系, 逐步开展大庆市地质环境监测--地下水动态监测工作。

地下水动态监测的目的:是为了进一步查明和研究水文地质条件, 特别是地下水的补给、径流、排泄条件, 掌握地下水动态规律, 为地下水资源评价、科学管理及环境地质问题的研究和防治提供科学依据。

地下水动态监测的基本任务:

a.在基本查明水文地质条件的基础上, 对于已经不同程度开采利用地下水或拟将开采地下水的广大区域和城市范围内, 布设各级监测网点, 以浅层地下水 (潜水-微承压水) 及作为主要开采段的深层地下水 (承压水) 为重点, 进行地下水动态长期监测。

b.在基本查明环境地质条件的基础上, 对于已经发生或者可能发生区域性水位下降、水资源衰竭、水质污染与恶化、海 (咸) 水入侵、土壤盐渍化、土地沼泽化、地面变形等环境地质问题的地区, 进行地下水动态监测。

c.在具有代表性的气候带和水文地质区域内, 根据地下水均衡研究的需要, 可建立相应规模和类型的均衡试验场, 研究地下水均衡要素及参数。

d.每年在必要的时间发布主要城市和区域地下水水情预报。

2 主要环境地质问题

目前大庆地区地下水资源已不同程度受到污染, 且水位逐年下降、水量逐年减少。地下水水位的下降使大庆长垣东、西两侧分别形成了水位下降漏斗, 并已造成区域性地面变形。随着开采量的不断增加, 漏斗在不断扩展, 中心水位降深在不断加大。近年来采取了增大地表水利用量等措施, 地下水开采量有所减少, 水位下降趋势得到有效控制。全市范围内土地沙化、盐碱化、沼泽湿地退化、土壤和地表水污染、植被退化加剧, 严重影响了农业生产及城市建设, 特别是油田产能建设造成的点状、线状污染, 对土壤环境和水环境造成严重破坏。由于政府部门掌握的大庆地质环境数据很少, 无法系统的体现油田产能建设对于地质环境的破坏程度, 使大庆错过多次国家及省里对于大庆市地质灾害治理及监测立项机遇。因此大庆市地质环境监测站在做好地下水监测工作的同时, 努力做好土壤水域污染、油田建设点状线状污染监测、地质灾害预警预报、评价、评估等工作。

3 监测网点布置展望

根据大庆特殊的地质环境, 大庆市地质环境监测站要与省厅地质环境监测总站和部地质环境监测总院专家共同研究监测方法及监测设备。总院和总站希望大庆监测站建设成一个在全国地灾监测和地下水监测方面设备先进, 技术领先, 高起点, 高标准的地质环境监测站。

地质环境监测工作是一项科学的、严谨的公益事业, 监测工作要有一套严格的工作制度, 专业的技术人员及充足的地方财政资金保障来获取准确的地质环境监测数据。

由于监测资金的限制, 在选点过程中必须以现有井点为主。首先把大庆地域内的国家级、省级监测点都要纳入监测网络中;再争取与市水利 (水务) 、环保及大庆市水文队等部门密切合作, 利用部分水利部门的井点;在关键位置争取资金建立部分一流的地下水监测点, 开展自动监测。这样既能节省资金, 又能铺开全市的地质环境监测网络。由于地质环境变化是一个渐变过程, 地质环境变化情况体现在地质环境历史数据的变化曲线上。因此, 收集历史数据, 现状调查是将来大庆市地质环境监测的基石。精确的现状数据就是以后地质环境变化曲线的基点。

地下水动态与均衡 篇2

1 重视地下管线档案信息收集，积极探索更新方式

地下管线普查后，其档案信息只是代表普查时的管线状况，后续的准确、实时和全面的管线信息需通过不断的更新来实现，这也是地下管线信息管理的难点，在工作中可通过以下方式对地下管线进行实时更新。

1.1 对地下管线工程实施覆土前竣工测量。开展地下管线工程实施覆土前竣工测量需要在制度上将地下管线工程纳入正常建设工程管理之中，明确地下管线工程项目在办理工程规划许可时应调取该区域的地下管线现状图，保证开挖的安全性。同时地下管线管理部门应积极介入，加强业务指导，告知地下管线竣工测量需要注意事项以及最后的数据提交要求。建设单位在施工过程中应根据规范要求对管线进行测量，测量要素包括管线点的坐标、埋深、管径、管材和特征等。工程竣工后在管理部门对移交测量的数据经过审查符合入库要求后，在CAD平台或GIS平台上完成管线的接边和更新操作，需要注意的是管线数据库内的点编号需要具有唯一性，与原系统内的管线点号进行区分。

1.2 接收和处理地下管线权属和建设单位提交的管线数据

1.2.1 地下管线权属单位提供的符合标准的更新数据。部分管线权属单位配备有专业管线测量队伍，其管线数据属性信息可以满足地下管线管理系统更新的要求，可以从专业管线系统里面导出数据，但也需要进行管线的数据表检查和处理，包括重复点删除，不明确管线点的确认，管线点的重新编码。综合通过多种方式进行数据的检查，如成图检查、现场查看、咨询权属单位等，经过检查无误后便可以将整体现状数据更新录入管线管理系统。需要注意的就是原管线系统内的管线数据需要清除，对于权属单位提交的某个时间节点的管线数据需要进行大量的与原数据库的接边操作，所以，建议地下管线信息管理部门每次接收权属单位的完整管线数据，方便入库。

1.2.2 权属单位提供非标准格式的地下管线更新数据。有的管线权属单位由于没有专业的管线探测队伍，其管线数据由图解法生成，管线的相关属性信息缺失严重，如果将此部分管线入系统，将导致分析过程中该部分管线无法出结果，干扰分析的准确性和精度，同时会影响管线系统的稳定性。这里就可以无需将此部分管线入库，可以在管线GIS系统加载管线图进行查看。有些管线权属单位也拥有自己的管线管理系统，但由于重视其保密性，其数据库文件非通用格式，还需开发软件的单位进行转换，对地下管线信息管理部门来说对接收的更新数据每次都要与软件开发单位联系进行转换。这就要求管线权属单位在开发管线管理系统时，事先要与城市地下管线信息管理机构进行沟通对接，系统设计时要求导出的数据具有通用性，不能一家一个标准，形成一个个的信息孤岛，这是信息化建设活动的一个规避点。

1.2.3 部分权属和建设单位移交管线点经纬度坐标。这些单位对于管线的位置精度要求不是很高，他们在铺设管线的时候用手持GPS进行管线信息的采集，数据信息实时上传到数据库，如果通讯光缆出了问题，系统可以进行GPS定位，通知现场工作人员进行管线的维护和保修，这种管线的动态管理方式是目前很多弱电单位采用的，具有快捷方便智能的优点。但是采集的管线数据和管线管理系统的数据有很大差别。首先是精度，地下管线规程要求“地下管线点的测量精度平面中误差不得大于±5cm，高程中误差不得大于±3cm”，而一般手持GPS的平面精度都在1m之外。再者坐标系不一样，管线系统一般采用的是城市坐标系，而经纬度是WGS-84坐标。这些数据也具有价值，可通过参数转换将其转换到城市坐标系，与地形图叠加便可以作为管线图，可用于管线的定位参考。

1.3 有计划实施补测。针对地下管线工程建设中管理的漏洞，城市地下管线管理部门收集全市地下管线建设情况，做好新增管线的统计工作，对于建设过程中未测或漏测的地下管线工程，根据统计的详细情况，每年安排一定的资金有针对性地进行管线补测，完善城市地下管线信息，保证地下管线更新的准确性和完整性。由于城市地下管线档案信息的变动性和管理的滞后性，使地下管线补测具有一定的常态性，作为管理部门主要责任之一就是使管线补测越来越少，实现地下管线档案信息管理的良性发展。

1.4 建设专网，实现地下管线档案信息的实时更新。探索建立城市地下管线专网，通过网络将集中管理的地下管线系统分享给有关的管线权属和管理单位，采用光缆专线连接，数据同步更新，地下管线信息和建设工程档案信息实时更新机制，确保了系统信息的可用性和各种数据的现时性。特别是利用专网可实现所有管线档案使用单位的地形图的实时更新，解决了基础地形图不能为管线数据提供服务、地形图数据信息需要花费较高费用购买、地形图多套坐标系统的问题。各相关单位通过使用系统，将自身的管线信息及时输入系统，经过地下管线信息管理部门的验证和核实，对全市整体的地下管线数据库进行更新。这样可以通过多部门联动，实现共建共享的目的，这是地下管线动态更新的发展趋势。

2 切实加强利用服务，充分发挥管线档案作用

地下管线档案发挥作用是通过其利用来实现的，在确保信息使用的保密管理基础上，应尽量鼓励使用数据，作为已建成的空间地理信息，方便管线权属单位的长期无偿使用及各施工建设单位的合理调用，通过利用促进动态更新。地下管线档案的利用一般来说可分为实体利用和电子信息档案利用两种。

2.1 利用地下管线档案实体。一般主要方式有查询和复制。查询主要是利用者带上有关身份证明，办理查阅手续，直接查阅原始地下管线档案。管线档案的复制主要是根据利用者查阅目的，为其提供档案复制件，如管线竣工纵、横断面图，节点坐标、高程、走向、埋深等方面管线资料。

通过地下管线信息管理系统提供按图幅打印的彩色管线图纸，也是实体利用的方式之一。管线图最终的成图都是按照图幅进行，彩色图纸可以区分开不同管线，同时管线图纸上面进行详细的标注和扯旗，可以很清楚地看到管线的相关信息，对于一般的建设单位来说，这样的管线图足以满足其施工需要。如果有需要还可以在作图过程中进行标注相关管线点的坐标信息，满足在现场进行现场定点位的需要。

2.2 利用电子档案信息。就是通过提供电子数据实现利用的方式，主要形式有：

2.2.1 提供电子版不含地形的管线数据。其中包括成果表、管线图。由于涉及地形数据的保密问题，建设单位需要调取电子管线数据，可以将地形数据删除，同时管线数据的成果表可以一并提供，以起到图库联动的作用。

2.2.2 提供不带属性的图形文件。通过管理系统截取图形数据，以图形的形式提供给使用单位，方便使用的同时，又能注重保密要求。

2.2.3 在管线信息共享平台上调取管线GIS数据。对于管线系统来说，最好的共享方式，应该就是通过统一管线平台，各管线权属单位均可以管理自己的管线，通过权限设计开展管线信息的利用。

2.2.4 提供小区域的全要素地下管线电子地形图文件。有些部门因为特殊需要须使用电子版的全要素的地下管线数据，针对这种情况我们要加强监管，并按程序办理有关保密手续，严格审批，确保信息的安全。

3 把握关键，促进地下管线档案更新与利用

3.1 加强制度和管理体制建设，完善地下管线档案管理体制。各级政府应加强地下管线管理，明确专门部门，统一管理地下管线工程及档案信息。加强对建设单位、管线权属单位、职能管理部门和档案信息保管单位的协调，推动建立统一的信息管理平台，加强专网建设，以实现地下管线档案集中统一管理下的信息共享机制。同时要加强地下管线政策法规的制定，各城市应该根据自身的特点，制定出适合自身情况的配套规章，建立健全地下管线建设、信息更新和利用制度，加大行政执法监督力度，对违法部门和单位依法处罚。

3.2 加强管线数据的标准化建设。由于很多地下管线的权属单位在建设和测量中均采用自己的标准，没有建立统一标准，其管理系统和数据标准都是从行业和部门需求出发，自成体系，造成管线数据无法统一使用。所以我们要加强地下管线数据的标准化建设，在执行国家相关规范的基础上，还要制定符合地方实际的通用的地下管线测量、信息管理的相关规范和数据标准，只有在统一管线数据标准的基础上，才能科学有效地实现管线的数据共享和利用。

3.3 处理好利用与保密的关系，加强数据安全保护。城市管线信息利用的同时要处理好管线信息的安全保密工作。地下管线信息属于国家秘密，在利用过程中需要按流程进行查询登记审批，签订相关的保密协议。要注意数据的安全，预防数据丢失和数据泄露，可以采用实时保护和备份，防止病毒和外部恶意入侵，并将数据实时地进行本地和异地双备份，确保数据丢失后能安全找回。同时对历史数据及时归档，形成不同的历史数据版本，并定期转移至异地存放，提高数据的容灾性。

4 结束语

地下管线档案信息管理是一个动态的过程，只有通过不断的数据更新，对档案信息的合理利用才能确保地下管线档案信息管理的良性发展。实现系统更新、用户使用这一良性循环不是一个部门、一个行业或某个人就能办到的事，它需要政府与社会的联合推动，需要地下管线相关部门、企业摈弃老观念，实现数据共享、信息互通。同时执法部门要切实加强监督，将有关法规制度落到实处，以实现地下管线档案信息管理者和利用者的多方共赢。

地下水动态与均衡 篇3

关键词：科技投入,经济增长,动态均衡,协整分析

科技投入与经济增长是相辅相成的关系。一方面, 经济的发展需要科技发展作为内在推动力;另一方面, 科技投入的资本积累需要经济发展作为其后盾支持。建国以来尤其是改革开放以来, 江苏省的科技投入呈逐年上升趋势, 从总体上看, 科研重点和关键技术领域基本都处于全国先进水平, 有力地促进了经济增长, 但科技投入产出水平与发达国家及地区相比仍存在较大差距。在目前大力促进自主创新能力提高的新形势下, 正确认识江苏省科技投入与经济增长的动态均衡关系, 对于制定科技发展战略和提高科技投入产出水平均具有重要的参考价值[1]。

1 协整分析的模型和方法

协整 (Co-integration) 的思想是由Granger (1981) 提出的, 协整分析技术则是近几年发展起来的处理平衡数据的方法, 是用于动态模型的设定、估计和检验的一种新的技术, 可用于检验经济时间序列变量水平数据是否存在长期均衡关系。协整分析的一般步骤如下:

(1) 时间序列变量的平稳性检验

一般来说, 如果一个时间序列xt是稳定的, 则满足:①均值E (xt) 与时间t无关;②方差var (xt) 是有限的, 并不随着时间t的推移发生变化。如果一个时间序列xt是非稳定的, 则其均值和方差将随时间t改变, 我们将这样的序列转化为稳定序列必须经过d次差分, 那么这样的序列被称为d阶单整 (Integration) 序列, 记为I (d) 。

单位根是表示非平稳的另一种方式, 单位根方法将对非平稳性的检验转化为对单位根的检验。若变量xt的一阶差分是稳定的, 则变量xt存在单位根。对单位根进行检验常用的方法是ADF (Augmented Dickey-Fuller) 检验法。在ADF检验中, 单位根检验的回归方程为:

模型Ⅰ:$△x{}_t=(\rho -1)x{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^k\theta }{}_i△x{}_{i-1}+\epsilon {}_t(1)$

在模型Ⅰ中加入常数项, 得到模型Ⅱ:

$△x{}_t=\alpha +(\rho -1)x{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^k\theta }{}_i△x{}_{i-1}+\epsilon {}_t(2)$

在模型Ⅱ中加入时间趋势项, 得到模型Ⅲ:

$△x{}_t=\alpha +\beta t+(\rho -1)x{}_{t-1}+{\displaystyle \sum _{i=1}^k\theta }{}_i△x{}_{i-1}+\epsilon {}_t(3)$

作假设检验, H0:ρ=1, H1:ρ<1;检验时从模型Ⅲ开始, 然后到模型Ⅱ、模型Ⅰ, 如果接受原假设H0而拒绝备择假设H1, 则说明时间序xt列存在单位根, 因而时间序列xt是非稳定的;否则说明序列xt不存在单位根, 即是稳定的。模型中加入k个滞后变量是为了使残差项为白噪声。对于非稳定变量, 还需检验其一阶差分的稳定性, 如果变量的一阶差分是稳定的, 则称此变量是I (1) 的, 所有变量差分阶数都相同是变量之间存在协整关系的必要条件[2]。

(2) 时间序列变量之间的协整检验

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间的长期均衡关系。协整的意义就在于它揭示了一种长期稳定的均衡关系, 满足协整的经济变量之间不能相互分离太远, 一次冲击只能使它们在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。

关于协整关系的检验与估计目前有许多具体的技术模型, 如Engle-Granger两步法、Johansen极大似然法、频域非参数谱回归法、Bayes方法等, 对于单方程系统, Engle-Granger两步法具有许多优点, 只需用OLS估计且操作十分简单明了。设{xt}和{yt}均为I (1) 变量, 用OLS法建立模型⑷以确定变量之间的长期均衡关系, 然后对残差$\begin{array}{l}^\\ u\end{array}{}_t$作平稳性检验⑸, 若残差是平稳的, 则{xt}和{yt}存在着协整关系, 否则就不存在协整关系[3]。

$\text{y}{}_t=\beta {}_0+\beta {}_{1}x{}_t+\mu {}_t(4)\begin{array}{l}^\\ u\end{array}{}_t=\text{y}{}_t-\begin{array}{l}^\\ \beta \end{array}{}_0-\begin{array}{l}^\\ \beta \end{array}{}_{1}x{}_t(5)$

(3) 误差修正模型

协整分析也可用于短期或非均衡参数的估计, 按照Granger代表定理, 如果变量{xt}和{yt}是协整的, 则它们之间存在长期均衡关系, 在短期内这些变量可以是不均衡的, 扰动项是均衡误差εt, 两变量之间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型 (Error Correction Model, ECM) 来描述, 这一联系两变量的短期和长期行为的误差修正模型由下式给出:

Yt=滞后的 (△Yt, △Xt) +λεt-1+vt (6)

式中, Yt～I (1) , Xt～I (1) ;Xt, Yt～CI (1, 1) ;εt=Yt-β0-βtXt～I (0) ;vt为白噪声;λ为短期调节系数[4]。

(4) 时间序列变量的格兰杰因果关系

在回归分析中, 回归方程能够度量变量之间的联系程度, 但不能证实因果关系, 识别因果关系是在以检验为依据的研究中的一个重要问题。Granger (1969) 和Sims (1972) 提出的因果关系检验法的基本思想如下:如果变量X有助于预测变量Y, 即根据Y的过去值对Y进行自回归时, 如果再加上X的过去值, 能显著地增强回归方程的解释能力, 则称X是Y的格兰杰原因, 否则称为非格兰杰原因。

变量X、Y之间的格兰杰因果关系检验的过程如下:首先检验“X不是引起Y变化的原因”的原假设, 对下列两个回归模型进行估计:

①无限制条件回归:$Y{}_t={\displaystyle \sum _{i=1}^{m}a}{}_{i}Y{}_{t-i}+{\displaystyle \sum _{i=1}^{m}b}{}_{i}X{}_{t-i}+\mu {}_i(7)$

②有限制条件回归:$Y{}_t={\displaystyle \sum _{i=1}^{m}a}{}_{i}Y{}_{t-i}+\mu {}_i(8)$

用各自回归的残差平方和计算F统计值, 然后检验系数b1, b2, …, bm是否同时显著不为零, 如果是, 就拒绝“X不是引起Y变化的原因”的原假设。然后检验“Y不是引起X变化的原因”的原假设, 进行同样的回归估计, 但是交换X与Y, 检验Y的滞后项是否显著地不为零, 如果是, 就拒绝“Y不是引起X变化的原因”的原假设[5]。

2 实测过程及结果

(1) 变量选择和样本数据说明

在各种科技投入要素中, 考虑其在实际中主要发挥的作用和数据的可采集性, 仅选择科技人力资源和科技财力资源两个要素。科技活动人员数作为科技人力资源投入量指标在一定程度上能够反映科技活动中活劳动的实际投入量, 并且资料也较易收集, 因此科技人力资源投入指标选用江苏省从事科技活动人员数;科技财力资源指标可选用科技经费筹集额、R&D投入额或科技经费支出额, 其中R&D投入额最能反映科技财力资源的投入, 但是此指标应用年份较短, 不适合做时间序列分析, 而科技经费支出额是指机构范围内当年为开展科技活动所实际开支的费用, 能够较好地体现出科技活动经费的使用情况, 因此科技财力资源投入选用江苏省科技活动经费支出额[6]。

样本区间为1988—2007年, 其中1990—2006年江苏省国内生产总值 (亿元) 、从事科技活动人员数 (万人) 和科技活动经费支出额 (亿元) 来源于历年《江苏统计年鉴》, 2007年各项数据来源于《江苏省2007年国民经济和社会发展统计公报》, 1988和1989年科技指标由《中国科学技术四十年》、《科技统计数据集》中相应数据通过比例法和差补法计算得到。1988—2007年江苏省科技投入与经济增长数据如表1所示。

续上表

(2) 检验变量序列的平稳性

进行协整分析前, 必须先检验变量是否平稳。采用ADF检验方法, 对LnGDP、LnPEOPLE、LnM_O及其一阶差分变量DLnGDP、DLnPEOPLE、DLnM_O进行平稳性检验, 结果见表2。由表2可知, 虽然时间序列变量LnGDP、LnPEOPLE、LnM_O是非平稳的, 但其一阶差分变量是平稳序列, 由此可知时间序列LnGDP、LnPEOPLE、LnM_O均为一阶单整序列。

说明:检验类型 (c, t, k) 分别表示ADF检验中是否会有常数项、时间趋势项以及滞后阶数为k

(3) 协整检验和误差修正模型

由平稳性检验可知, LnGDP、LnPEOPLE、LnM_O均为一阶单整序列, 可运用Engle-Granger两步法做协整检验考察江苏省1988—2007年经济增长和科技投入的长期均衡关系, 由LnGDP分别对LnPEOPLE和LnM_O做回归的OLS估计。

于是从事科技活动人员数和经济增长的长期均衡方程为:

LnGDP=2.3407×LnPEOPLE-14.9815 (9)

(t) (8.752092) (8.176011)

R2=0.700280 adj-R2=0.680299

DW=0.604636 F=35.04672

科技经费支出额和经济增长的长期均衡方程为:

LnGDP=0.8897×LnM_O+5.4976 (10)

(t) (8.752092) (8.176011)

R2=0.836243 adj-R2=0.825326

DW=0.746210 F=76.59912

设ECMP和ECMO分别为回归模型 (9) 和 (10) 的残差, 对ECMP和ECMO的序列值分别做ADF检验, 结果如表3所示。

说明:检验类型 (c, t, k) 分别表示ADF检验中是否会有常数项、时间趋势项以及滞后阶数为k

描述GDP随科技投入变化的短期波动向长期均衡调整的误差修正模型分别为:

DLnGDP=0.1462-0.3193×DLnGDP (-1) -0.2638×DLnPEOPLE (-6)

+0.0073×ECMP (-1) (11)

DLnGDP=0.1009+0.1342×DLnGDP (-4) -0.1381×DLnM_O (-7)

+3.2399e-07×ECMO (-1) (12)

3 结果分析和评价

(1) 测算结果表明, 1988—2007年江苏省科技投入和经济增长之间存在长期动态均衡关系。尽管其各自的增长是非稳定的, 但就长期而言, 它们之间却构成了长期稳定的均衡关系。

(2) 测算结果说明了江苏省科技投入和经济增长之间确实具有相互依存的经济关系。由方程 (9) 可知, 科技活动人员数的回归系数为2.3407, 表明江苏省科技活动人员数每增加一个单位, 江苏省国民生产总值平均增加2.3407个单位, 即科技活动人员数增长的波动幅度小于国民生产总值的波动幅度。科技活动人员是活动在科研一线的工作者, 他们直接从事科技活动或者为科技活动提供直接服务, 而目前江苏省科技活动人员所占比重较小, 因此适当扩大科技活动人员规模有助于促进GDP的增长。由方程 (10) 可知, 科技经费支出额的回归系数为0.8897, 表明江苏省科技经费支出额每增加一个单位, 江苏省国民生产总值平均增加0.8897个单位, 即科技经费增长的波动幅度大于国民生产总值的波动幅度。科技经费支出是为开展科技活动所实际开支的费用, 是购置设备、发放劳务费等确保科研工作正常进行的支出, 因此提高科研经费的投入额、科学分配经费支出额, 使之有效利用, 能够促进GDP的增长[7]。

(3) 由误差修正模型 (11) 和 (12) 可知江苏省国民生产总值的变动受到自身和科技投入变动因素的影响。科技投入对GDP存在着较长时期的滞后影响, 其中滞后1年的经济增长量、滞后6年的科技活动人员数、滞后7年的科技经费支出额对实际GDP的变动影响显著, 其他滞后期的科技经费支出额和GDP对当期GDP的变动作用并不显著[8]。

(4) 方程 (11) 和 (12) 中的ECMP和ECMO是误差修正项, 该项系数反映了误差修正模型自身修正偏离均衡误差的作用机制。当修正系数为1时, 经济增长和科技投入的当年均衡误差在下一年就可以调整到均衡状态。此模型中的系数分别为0.0073和3.2399e—07, 说明GDP的增长率变动受到多种因素的影响, GDP和科技投入之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不是很强[9]。

综上所述, 江苏省科技投入尚未达到经济增长所要求的规模, 科技投入的效率不高, 没有发挥出应有的作用;江苏省科技投入存在特殊性, 其收益对经济增长的贡献存在明显的滞后期。因此, 为了推动江苏省自主创新能力的提高及加大对经济增长的贡献程度, 有必要加强政府引导科技投入的力度, 不仅要提高财政科技投入, 还要引导社会其他主体加大科技投入, 同时完善科技投入的管理和保障机制, 以实现科技投入的最大利用效率, 促进经济和社会的可持续发展。

参考文献

[1]王稳.科技进步对经济效率增长的作用机制分析[J].中国软科学, 2003 (2) :97-103.

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地下水动态与均衡 篇4

1模型

模型包括三个部门:家庭、厂商和货币当局,其中家庭提供劳动、消费商品并持有货币与债券;厂商雇佣劳动力生产产品,产品市场为垄断竞争市场;同时厂商根据Calvo方法进行定价,每期只有部分厂商可以改变产品的价格;最后,货币当局根据式(5)的利率规则决定名义利率。

1.1家庭部门

假设存在一个寿命无限的代表性家庭,并且存在一个由[0,1]区间代表的产品的连续统,家庭决定其如何在不同产品之间分配其支出进行消费,最大化家庭终生效用:

其中,β为主观折现率,家庭效用函数采用的形式为:

其中,Ct代表家庭在t期消费,Nt是家庭在t期提供的劳动量, 代表家庭在t期持有的实际货币余额;1/σ为家庭消费跨期替代弹性,1/v是家庭货币需求对利率的弹性,1/η是劳动供给对真实工资的弹性;b和χ为大于零的参数;εPt则表示影响家庭跨期替代弹性的偏好冲击,εMt表示货币需求冲击。代表性家庭面临的预算约束为:

其中,Wt表示名义工资,Pt表示总价格指数,Nt表示家庭工作时间,Bt表示家庭在t期购买的,t+1期到期的名义无风险贴现债券,Qt为债券价格,Mt表示家庭在t期持有的货币数量。

1.2厂商

假设存在一个代表厂商的连续统[0,1],并且所有厂商使用相同的技术生产不同的产品,生产函数采用如下形式:

其中,At=exp(εat)表示技术水平;所有厂商面对相同的不变弹性需求,并且假定总体价格水平Pt和总体消费指数Ct给定。假定厂商以Calvo方法设定价格:在t期,只有(1-θ)的比例的厂商可以重新制定相同价格P*t,而剩余比例为θ 的厂商不能调整价格,则总的价格水平为

1.3货币当局

假定货币当局采用的利率规则是根据利率对通货膨胀和产出缺口做出的反应制定的,具体的利率规则如下:

其中,λπ和λx分别表示利率对通货膨胀和产出缺口的反应系数;0<λi<1表示利率平滑系数,用来衡量货币政策的连贯程度,εit是名义利率变动的外生冲击;同时为反映我国央行为治理通货膨胀而采取趋于收缩的货币政策,更好的描述我国的货币政策,参考简志宏[7]和Adolfson[8],在利率规则中加入央行通货膨胀目标转移,并设定εst为是通货膨胀目标冲击;假设所有冲击服从如下自回归过程:

家庭跨期偏好冲击:

货币需求冲击:

名义利率冲击:

技术冲击:

通货膨胀目标冲击:

ρk表示冲击的持续时间参数,ρk越趋近于1,表明冲击影响的持续时间越长;假设所有冲击的扰动项 γk，t~ N(0,σk),k= {P,M,i,a,s}。

2对数线性化与参数校准

模型最终可以用6个对数线性化公式表述:

3数据处理与参数校准

3.1数据处理

本文选取以下四个数据:环比居民消费价格指数、M2、名义GDP和银行间同业拆借利率,样本数据的观测区间为2001年第一季度到2012年第一季度,共44个数据样本;原始数据均来源于中经网统计数据库月度库。为了得到模型所需要的季度数据,需要对以上四个数据进行处理:首先,以环比居民消费价格指数衡量通货膨胀指数πt^,以M2度量的名义货币供应量,以银行间同业拆借利率衡量名义短期利率^it;其次,使用居民消费价格指数对名义货币供应量M2和名义GDP进行平减;最后,对实际货币供应量和实际GDP进行对数差分,具体的方法是:使用当年与前一年相同季度的数据进行对数差分。

3.2参数校准

本文对一般静态参数采用校准法校准,即参考现有的研究成果对模型中参数进行校准;校准参数主要为主观贴现率β和家庭风险偏好参数σ:主观贴现率β (季度贴现率)参考刘斌[9]设定值0.99;对于风险偏好参数σ,国内文献取值多介于1和2之间,本文取σ =2;另取σ=3.5,表示高风险偏好参数,设定σ= 3.5是为了表示风险偏好参数的大小,与σ=2进行比较分析。

3.3贝叶斯估计

文中采用贝叶斯估计的参数有三组:1模型的结构参数,2货币政策规则参数,3五种冲击的自回归参数和波动参数;参考许志伟等[10]的校准值,α的先验均值选取为0.5;参考陈昆亭和龚六堂[11]等,θ的先验均值选取为0.6;参考简志宏,朱柏松等[7],ν的先验均值取为1.09;参考骆永民,伍文中[12],b的先验均值为0.29;参考仝冰[13]η的先验均值为1.00;ε 是指需求弹性,参考参考简志宏,朱柏松[7]等校准值, 先验均值取6.00;关于货币政策规则参数,参考郭立甫,姚坚[14],利率平滑系数λi先验均值为0.5,参考鄢莉莉[15],利率对产出缺口的反应系数λx选取为0.57;利率对通货膨胀的反应系数λπ选取为2.5;对于冲击的自回归参数和波动参数,参考杨柳、李力[16]等校准结果,所有冲击的自回归参数均选取为0.72和波动参数选取为0.018;根据现有国内外文献的惯例,设定取值介于0到1之间的参数服从beta分布, 外生冲击标准差服从invgamma分布,其他类型参数服从正态分布。限于篇幅,只列出部分参数估计结果,上述参数贝叶斯估计结果见表1。

4方差分解与脉冲响应分析

为了研究风险偏好及各种外部冲击对产出等主要宏观变量的影响,将对外部冲击进行方差分解和分析模型的脉冲响应。

4.1方差分解

方差分解主要用于研究每种外部冲击对经济波动的贡献程度,确定外部冲击在经济波动中的地位, 从而找到影响经济波动的主要因素,如表2所示,分别为解释产出、通货膨胀、利率等波动中各种外部冲击所占比例。

从表2可以看出,在产出方差中,当家庭风险偏好分别为2和3.5时,货币政策方面的冲击:包括货币供给冲击、利率冲击和通货膨胀目标冲击,解释了88.92%和98.86%的产出波动,其中利率冲击分别解释产出波动的35.13%和38.58%,货币供给冲击分别解释4.6%和0.4%的产出波动,通货膨胀目标冲击解释49.19%和59.88%的产出波动,而偏好冲击对产出波动影响较小,只有0.94%和0.4%;表明影响中国产出波动的主要因素为货币政策。在对利率方差分解中,几种冲击对利率波动的解释差别较大,当 σ = 2时,货币供给冲击解释利率波动50.82%,而当σ=3.5时,技术冲击和通货膨胀目标冲击能够解释46.43%利率波动,表明当风险偏好不同时,影响利率变动的因素也不同;实际货币余额方差分解中,当σ=2时,货币政策方面的冲击解释了波动的86.35%,而当σ=3.5时,货币政策方面的冲击解释了波动的98.72%;在通货膨胀波动的方差分解中,利率冲击和通货膨胀目标冲击解释了其波动的96.22%和99.58%,其中通货膨胀目标冲击分别解释其波动的54.29%和61.34%,可见通货膨胀目标冲击是通货膨胀波动的主要因素,即通货膨胀预期对通货膨胀产生较大的影响。所以从方差分解中可以看出,首先,当风险偏好一定时,货币政策方面的冲击在解释产出、实际货币余额,利率等经济变量的波动中,占主要地位;其次,货币供给冲击和利率冲击对主要经济变量的作用受风险偏好大小影响,当σ = 2时,货币供给的贡献值大于当σ=3.5的值,两者差值均在3倍以上,当σ越小,相应的家庭跨期替代弹性越大,货币供给冲击和利率冲击对解释经济变量动态变化具有更为重要的地位;最后,通货膨胀波动分解中可以看出,央行对通货膨胀的预期管理的重要性。

4.2模拟分析

利用贝叶斯估计得到的参数,对模型进行模拟分析;假设模型处于稳态,在0期对模型施加外部冲击, 包括名义利率冲击、货币供给冲击、技术冲击和家庭的偏好冲击,研究分析各种冲击在家庭不同风险偏好下,模型中主要经济变量受外部冲击的反应。限于文章篇幅,本文主要研究分析在家庭不同风险偏好下, 对受冲击影响差别较大的经济变量。例如,货币供给冲击对产出、通货膨胀和利率等经济变量的影响。

如图1所示,货币供给增加1% 的动态经济效应。其中,实线代表的是δ =3.5时,经济变量对货币供给冲击的反应,虚线代表δ=2时,经济变量对货币供给冲击的反应。从图可以看出,在当期,货币供给冲击导致利率上升,并在随后一期开始逐渐下降,然后在第15期回到平稳状态;相对于其他经济变量,货币供给冲击对利率影响的时间相对较长,并且在不同风险偏好的条件下,利率受货币供给冲击的影响也相差较大;通货膨胀和产出受货币供给冲击的影响将会上升,并在5期的回到平稳状态,而实际货币余额则在10期左右回归平稳;总体上看,短期内,货币供给增加会促进产出、通货膨胀和利率等增长,但会减少均衡产出,从而产出缺口增大,所以根据利率规则,利率在当期会上升,随后会逐渐回归平稳;而所有经济变量对货币供给冲击的反应受风险偏好大小的影响,当风险偏好较低时,经济变量对所有冲击的反应大于风险偏好较高时的反应,除了均衡产出对冲击的反应,其余几个经济变量对不同风险偏好下冲击反应相差1倍左右:即当风险偏好越小时,经济对货币供给冲击反应越灵敏,原因可能在于增加货币供给增加了通货膨胀预期,当风险偏好较小时,跨期替代弹性较大,从而增加了持有的货币数量用于消费,存款也相应的减少。

如图2所示,利率增加1%的动态经济效应。其中,实线与虚线代表含义与图1。相同;从图2可以看出,在风险偏好分别等于2和3.5的条件下,利率对利率冲击的反应完全相反,当风险偏好较低时,对于利率冲击,利率的反应是下降,当风险偏好较高时, 利率反应相反,并且都在15期回到平稳水平;产出与通货膨胀对利率冲击均是逆向反应,即利率冲击导致产出减少,通货膨胀也变小,因为利率提高使实际货币余额减少,从而减小产出,而对均衡实际货币余额和均衡产出没有影响,所以通货膨胀减小;又由于当风险偏好较低时,利率平滑系数λi较小,相应的,通货膨胀和产出缺口所占比例(1-λi)较大,所以,当风险偏好较低时,利率的反应是逆向反应。

5结论

本文在DSGE框架下研究中国货币政策与家庭风险偏好之间的关系。其中,方差分解表明,货币政策方面的冲击对产出波动、通货膨胀波动、利率波动和实际货币余额波动解释均超过70%,中国经济波动主要受货币政策的影响;脉冲响应的结果表明:首先,货币供给对经济的作用受风险偏好影响较大,即当风险偏好越小,经济对货币供给的变动越灵敏;其次,利率冲击对利率的影响会因风险偏好不同而不同,但其他的经济变量受风险偏好的影响不大。

摘要：为了研究中国货币政策与家庭风险偏好之间的关系,在DSGE框架下运用方差分解和脉冲响应等方法分析不同风险偏好条件下利率冲击和货币供给冲击等对中国经济波动的影响;研究结果表明:首先,货币政策方面的冲击解释了中国经济的大部分波动;其次,代表性家庭风险偏好越小,经济对货币供给变动的反应越灵敏。

地下水动态与均衡 篇5

1西辽河平原区概况

西辽河平原位于内蒙古自治区东部, 大兴安岭南段山地与冀北、辽西山地之间, 东与松辽平原相接, 是西辽河及其支流联合形成的冲积平原。该区北起科尔沁右翼中旗, 南至奈曼旗, 西起翁牛特旗, 东至吉林省双辽市。地理坐标为:东经119°04′～124°33′, 北纬42°33′～44°58′, 总面积为5.23万km2, 成不规则形状。

据统计, 全区多年平均地下水天然补给资源量为47 152.26万m3/a, 矿化度均小于1 g/L。其中, 大气降水入渗量38 015.77万m3/a, 农田灌溉水入渗量2 134.32万m3/a, 地下水径流量2 518.86万m3/a, 干渠入渗量235.34万m3/a, 水库渗漏量1 781.68万m3/a。地下水天然补给资源量主要为大气降水入渗量, 占全部的80.62%, 其次为上游地下水径流流入量, 占全部的5.34%。全区地下水可开采资源量为24 624.05万m3/a, 矿化度均小于1 g/L。从地下水资源分区看, 可开采资源量以教来河最多, 为5 050.58万m3/a, 占总开采资源量的20.51%;库伦沟最少, 为127.75万m3/a, 占总开采资源量的0.52%。鉴于西辽河平原区特定的自然地理和水文地质条件, 在地表水资源相对贫乏的干旱、半干旱地区, 地下水一直是该区水资源的重要组成部分, 是区内人、畜饮用水, 农田灌溉用水的主要水源。缺水是引起该区经济不发达、贫困的主要原因之一, 已成为制约地区经济发展的“瓶颈”[6,7]。

2西辽河平原区地下水水位动态分析

2.1地下水水位动态影响因素

地下水动态的影响因素主要有气象因素、水文因素、地质因素和人为因素[8,9]。

a. 气象因素。气象因素对潜水动态的影响最为普遍。降水的数量及其时间分布, 影响潜水的补给, 从而使含水层的水量增加、水位抬升、水质变淡; 气温、湿度、风速等与其他条件结合, 影响潜水的蒸发与排泄, 从而使含水层的水量减少、水位降低、水质变咸。

b. 水文因素。地表水体对地下水的补给, 使地下水水位抬升。这种抬升随着远离河流水位变幅减小, 发生变化的时间滞后。

c. 地质因素。地质因素是影响输入信息变换的因素。包气带厚度和岩性控制着地下水水位对降水的响应; 含水层的透水性、厚度和给水度影响着河水补给地下水引起的地下水动态变化。

d. 人为因素。人工开采或补给地下水, 都会使地下水动态发生变化。此外, 还有天文因素、土壤因素、生物因素等, 但从大的区域范围看并结合已有研究结果可以肯定, 这些因素均为次要影响因素, 不足以引起地下水水位明显、有趋势性的变化。

2.2地下水水位动态类型

通过对气象、水文、地下水水位等资料的统计和评价, 将西辽河平原区分成以下6个地下水动态类型。

2.2.1 人工开采型

人工开采型地下水动态类型主要分布于内蒙古自治区通辽市科尔沁区、科尔沁左翼后旗以及奈曼旗的中部等地下水集中开采的地区, 地下水水位主要受开采影响。如图1所示, 该区域的降水量在夏季丰水期 (6～9月) 较高, 8月达到年内最高值, 而地下水水位在该时段却大幅下降, 主要因为该时期为农业开采期, 地下水集中开采, 水位受人工开采影响较大, 随开采量的增加而下降, 随开采量的减少而升高。

2.2.2 降水入渗开采型

降水入渗开采型地下水动态类型主要分布于内蒙古自治区通辽市开鲁西部、奈曼旗西北部, 地下水水位主要受大气降水和人工开采2个因素影响。如图2所示, 该区域降水量在6月达到年内最高值, 降水的不断入渗补给量一般大于地下水的开采量, 使得地下水水位得到恢复, 动态曲线呈缓慢上升的趋势;到8、9月农业集中开采期, 地下水开采量大幅增加, 成为主要控制因素, 地下水水位渐趋下降, 降水量的增加可以缓解地下水水位下降的速度。在年内, 地下水水位的变幅较大, 存在着较为明显的波谷, 而波峰反映不明显。

2.2.3 降水入渗型

降水入渗型地下水动态类型分布于内蒙古自治区通辽市开鲁东部, 地下水水位主要受到降水入渗量的控制。如图3所示, 该区降水量在6月达到峰值, 地下水水位与其相对应也达到峰值, 在枯水期 (1～4月) 和平水期 (9～12月) 相对较平稳, 变化不大。该型地下水水位过程线比较单一, 为单峰型, 高水位与雨季对应。

2.2.4 降水入渗蒸发型

降水入渗蒸发型地下水动态类型分布于内蒙古自治区通辽市科尔沁左翼中旗蒸发作用强烈的地区, 地下水水位主要受蒸发量的控制。如图4所示, 该区域蒸发量在5月达到年内最高值, 随之逐渐减少, 地下水水位在5月因蒸发量增大而降低, 到8月因降水量达到年内最高值, 降水入渗补给使得地下水水位逐渐上升。

2.2.5 径流型

径流型地下水动态类型分布于内蒙古自治区通辽市扎鲁特旗东部的沿河地区及库伦旗山前倾斜平原区, 由于地形坡度相对较大, 地下径流畅通, 地表水与地下水交换积极, 地下水主要以径流形式排泄。如图5所示, 在丰水期径流量较大, 地下水水位较高, 地下水水位过程线起伏变化较多。

2.2.6 降水入渗径流型

降水入渗径流型地下水动态类型分布于内蒙古自治区通辽市扎鲁特旗西部、开鲁东部, 地下水水位受降水入渗和地表径流的共同影响。如图6所示, 该区地下水在3、4月份得到地表径流冻融水的补给, 地下水水位升高, 在夏季降水集中的季节, 地下水水位随降水入渗和地表径流的补给而升高。

3地下水水位动态对水资源的影响

由上述地下水水位动态类型分析可见, 人工开采是影响西辽河平原区地下水的主要因素。随着地下水的大量开采, 区内地下水水位逐年下降, 特别是通辽市城区由于集中供水、地下水开采量大, 自20世纪70年代末就形成了以科尔沁区为中心的地下水降落漏斗。经过30多年的发展, 该漏斗分布面积已达1 290.21 km2, 漏斗中心水位埋深达13 m。除此之外, 地下水的大量开采还会引起地面沉降、土壤盐渍化、水资源衰竭, 以及由于受工业废水、生活污水、农业灌溉等的影响产生的水质污染与恶化等一系列问题。为了合理利用水资源, 需要加强地下水动态监测, 研究地下水均衡状态, 优化城市供水水源结构, 合理控制地下水开采量, 以便让有限的地下水资源得到更合理、更充分地利用。

4结 语

根据西辽河平原区地下水动态及气象、水文等资料, 对地下水水位动态进行了分析研究, 确定了西辽河平原区的地下水动态类型, 并根据实际情况将西辽河平原区分成6个地下水动态类型:人工开采型, 降水入渗开采型, 降水入渗型, 降水入渗蒸发型, 径流型, 降水入渗径流型。从地下水动态类型可以看出, 西辽河平原区地下水动态主要影响因素为气象因素及人为因素, 地下水的大量开采对西辽河平原区的水资源可持续利用产生了极大的影响。西辽河平原区地下水动态影响因素及动态类型的分析结果, 可为当地地下水资源的开发利用规划、管理与保护提供科学依据。

摘要：根据西辽河平原区地下水位动态及气象、水文等资料, 分析了地下水水位动态, 确定了该区的地下水位动态类型:人工开采型, 降水入渗开采型, 降水入渗型, 降水入渗蒸发型, 径流型, 降水入渗径流型。结果表明, 西辽河平原区地下水动态主要影响因素为气象因素及人为因素, 地下水的大量开采对该区水资源可持续利用产生了极大的影响。

关键词：地下水资源,水位动态,动态特征,西辽河平原

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地下水动态与均衡 篇6

(一) 研究背景和意义。

股票市场交易量和收益率之间的动态影响关系一直是证券市场理论研究的重要课题, 也是解析证券市场微观结构、评价市场信息传导效率及研究证券市场有效性的重要手段。交易量作为股票市场最容易获得和处理的信息资源之一, 对市场信息传播有重要作用, 它直接体现出股票的有效供求状况, 反映股票市场内在动能特征和结构特征, 是股票价格运动趋势的潜在指示变量。因此, 交易量与收益率之间动态影响关系的研究无论对于金融理论的发展还是对金融实践都有重要指导意义。

(二) 文献综述。

在货币政策对股票市场的影响上, 孙华妤 (2003) 认为, 中国的货币政策是以影响宏观经济运行为目的的, 而货币政策操作的效果要通过若干渠道传导才能影响到宏观经济运行, 股票市场是其中一个重要的传导渠道。寇冠婷 (2011) 基于标准的GARCH模型, 通过设立货币政策独立变量, 引入可同时考虑即期和滞后期的推广型T-GARCH模型和C-GARCH模型来测度股票价格对货币政策调整的即期、滞后、非对称反应以及不同货币政策工具的反应。他们的研究结果表明, 以法定存款准备金率与存贷款基准利率为代表的中央银行货币政策的冲击能够引发股票市场短期条件波动。负面的政策信息对代表市场总水平的上证综指和深证成指的冲击会大于正面消息所产生的效果。

而在交易量和收益率相互作用的关系上, 赵振全等 (2005) 利用多元VAR方法, 选取日交易量、日收益率和日收益率波动为变量, 研究上海、香港特区、纽约股票市场内和市场间变量的动态线性因果关系, 为收益率的可预测性和经济的联动性研究提供经验证据。郑方镳等 (2007) 对中国股市的实证研究发现, 高成交量交易日的股票收益率在随后交易日中都将表现出“反转”, 并且信息不对称程度越高, 更倾向于反转。他们认为, 这种现象的根源在于中国投资者的资产配置交易和过度投机交易行为。而吴亮、邓明 (2014) 的研究通过基于分位数的格兰杰因果检验表明, 在全样本上收益率和交易量之间存在显著的双向因果关系, 而且这种因果关系随着分位数的不同呈现出显著的非对称特征。他们还发现, 在不同的子样本上, 在不同的子样本上, 无论是牛市还是熊市阶段, 也无论是上证市场还是深证市场, 交易量和收益率之间均存在双向的格兰杰因果关系。因此, 在本文中我们采用了动力系统的分析方式, 意图研究两者间的动态平衡情况。由于高阶差分方程组在处理方式上所带来的不便, 且一阶差分模型在实证中良好的表现, 本文将仅仅就一阶差分方程组的动态均衡进行分析。

二、模型建立

(一) 数据分析。

股票的收益率受到多种因素的影响。其中, 股票的历史收益率水平会对当期收益率水平产生较大的影响。图1为上证50指数60分钟数据在2013年11月4日到2016年6月8日之间的收益率在平方水平上的自相关系数。 (图1) 从图中可以看出, 股票收益在平方项的自相关性较为明显。我们还发现, 股票当期收益率与前几期的交易量有关。通过计算, 我们可以得到股票当期收益率与前一期的交易量的相关系数为0.216, 即股票当期收益率与前一期的交易量之间的相关关系是较为显著的。

我们对对数收益率序列以及成交量序列进行平稳性检验, 如表1所示, Augmented Dickey-Fuller检验的结果非常可观, P值均在0.01以下, 表明可以显著地拒绝原假设, 并认为两个序列没有单位根, 具有平稳性。 (表1)

(二) 建立模型。

为了考察特定货币政策对收益率与交易量的均衡关系的影响, 考虑上证50指数在2013年11月4日到2016年6月8日之间的表现。我们首先设定事件A为2014年11月22日的下调存贷款基准利率政策, 并设定示性函数:

我们假定, 收益率与交易量相互影响, 并认为当期收益率与滞后几期的收益率与交易量有关, 同时, 当期交易量也与滞后几期的收益率与交易量有关。于是我们考察收益率rt2与交易量vt (百万手) 的交互影响, 设定如下的回归方程:

在这里, 为了之后的理论分析均衡的便利, 我们仅考察一阶二阶滞后的情况。

(三) 实证分析。

得出回归结果:

一阶滞后:

二阶滞后:

计算P值, 判断显著性, 如表2所示。 (表2)

政策调整前后的统计决断量, 如表3所示。 (表3)

从实证结果可以看出, 无论是在货币政策执行前还是在货币政策执行后, 收益率和成交量的滞后对当期收益率本身的影响都是显著的。同时, 注意到在政策执行前后, 收益率的滞后对当期收益率的影响的方向是相反的, 我们猜测, 这是因为宽松型的货币政策使得货币供应量上升, 经济利好消息增多, 有更多的基本面信息会支撑股票收益率的变化。

同时, 可以看到, 在货币政策执行前, 收益率和成交量的滞后对当期成交量的影响都是显著的, 但当货币政策执行之后, 收益率的滞后对当期成交量的影响就变得不显著了。我们猜测, 因为宽松型的货币政策使得投资者的行为更加理性, 而不去盲目追求超额收益率, 过度投机的行为得到遏制, 从而导致在货币政策执行之后交易量与过去的收益率的关系不再显著。

从AIC和似然函数值等统计决断量还可以看出, 二阶模型在总体表现上要优于一阶模型, 但为了之后理论分析的便利, 我们在这里将仅仅使用一阶模型。

三、模型分析

(一) 双变量线性差分方程组介绍

1、齐次线性差分方程组。

考虑n维一阶齐次线性差分方程组xt+1=Axt。其中xt是含有n个未知函数的列向量, A是2阶实方阵。对于2维具体的形式为:

对于一阶齐次差分方程yt+1+ayt=0有形如Yt=Abt的解, 因此试探齐次差分方程组式 (xt+1=Axt) 的非零解。

定理1只要λ是A的特征根, v是对应的特征向量 (即 (A-λI) v=0的解) , 则xt=vλt是xt+1=Axt的解:

称为线性齐次差分方程组的特征方程。

考虑2维线性齐次差分方程组, 假设A可逆:

(1) 若A有两个不相等的特征根, 对应的特征向量为v1和v2:Xt=c1λ1tv1+c2λ2tv2。特别具有如下形式的通解:

(2) A有两个相等的特征根此时会出现如下两种情形:

当r (A-λI) =0时, 则A有对应λ的两个线性无关的特征向量v1= (1, 0) T和v2= (0, 1) T, 此时的通解为:

其中c1和c2为两个任意常数。

当r (A-λI) =1时, 则A的线性无关的特征向量只有一个, 记为kv1 (k为任意实数) , 此时有形如u1=λtv1和u2=tλtv1+λtv2的两个线性无关的解向量, 进而通解为:Xt=c1λtv1+c2 (tλtv1+λtv2) 。其中v2满足 (A-λI) v2=λv1, 且v1和v2线性无关。

(3) 若A有一对互为共轭的复根λ1, 2=α+iβ=r (cosθ+isinθ) , 对应的互为共轭的特征向量为v1=b1+ib2和v2=b1-ib2, 其中b1= (b11, b21) , b2= (b12, b22) , 则通解为:Xt=c1w1+c2w2。其中w1=rt[ (cosθt) b1- (sinθt) b2], w2=rt[ (cosθt) b2+ (sinθt) b1]。

2、非齐次线性差分方程组。

考虑n维一阶非齐次线性差分方程组:

其中xt是含有n个未知函数的列向量, n阶实方阵A称作系数矩阵, b是n维的由不全为零的常数构成的列向量。当n=2时, 上式变成含有两个未知函数y和z的非齐次线性差分方程组:

其中xt= (yt, zt) T, b= (b1, b2) T。

定理 (通解结构)

xt+1=Axt+b式的通解形如xt=Xt+x*

这里的Xt是对应上式的齐次线性差分方程组的通解, x*为上式的一个特解。

为了求通解, 需要求它的一个特解x*和对应的线性齐次差分方程组的通解Xt。

(常数特解) 存在唯一常数特解的充要条件是矩阵I-A可逆。特别, 当I-A可逆时, 这个常数特解为:x*= (1-A) -1b。

(线性函数特解) 存在唯一线性函数特解x*= (c1t+c2, d1t+d2) T的充要条件是I是矩阵A的单特征根。

定理 (二次函数特解) 式存在唯一二次函数特解x*= (c0t2+c1t+c2, d0t2d1t+d2) T的充要条件是I是矩阵A的二重特征根。

(二) 非齐次差分方程组的均衡解的稳定性和类型。

(稳定性) 假设I-A可逆, 则称式 (1) 的常数特解x*= (1-A) -1b为式的瞬时均衡解。如果当n→∞, 通解xt→x*, 则称均衡解x*是稳定的。

定理 (稳定性充要条件) 假设I-A可逆, 则 (1) 的均衡解x*= (1-A) -1b是稳定的充要条件是矩阵A的所有特征根的绝对值小于1。

情形1特征方程有两个不同的特征根λ1和λ2 (tr (A) 2>4det (A) ) , 并假设λ1<λ2

情形2特征方程有两个相同的特征根λ1=λ2 (tr (A) 2=4det (A) )

情形3特征方程有两个共轭复根λ1, 2=α+iβ (tr (A) 2<4det (A) )

记矩阵A的特征多项式为p (λ) = (λ-λ1) (λ-λ2) =λ2-tr (A) λ+det (A)

情形1分析

若p (1) <0, p (-1) >0, 则λ1和λ2在1的两侧, 在-1的同一侧, 因此∣λ1∣<1, ∣λ2∣>1, 从而x*是不稳定的, 若初始状态中不含λ2, 则x*稳定。鉴于此, x*是一个鞍点均衡;若p (1) <0, p (-1) <0, 则λ1和λ2在1的两侧, 在-1的两侧, 因此∣λ1∣>1, ∣λ2∣>1, 从而x*是不稳定的。

若p (1) >0, p (-1) <0, 则λ1和λ2在1的同侧, 在-1的两侧, 因此∣λ1∣>1, ∣λ2∣<1, 从而x*是不稳定的, 若初始状态中不含λ1, 则x*稳定。鉴于此, x*是一个鞍点均衡。

若p (1) >0, p (-1) >0, λ1和λ2在1的同一侧, 在-1的同一侧;若λ1和λ2在-1的左侧, 即tr (A) <-2, det (A) >1从而x*不稳定;若λ1和λ2在-1和1之间, 即-2<tr (A) <2, -1<det (A) <1从而x*稳定;若λ1和λ2在1的右侧, 即tr (A) >2, det (A) >1从而x*不稳定;若p (1) <0, p (-1) =0, λ1=-1和λ2在1的两侧。从而x*不稳定;若p (1) >0, p (-1) =0, λ1=-1和λ2在1的同侧。若初始状态中不含λ1, 则x*稳定。鉴于此, 是一个鞍点均衡。

情形2分析

p (1) =1-tr (A) +det (A) >0和p (-1) =1+tr (A) +det (A) >0成立。若tr (A) <-2, det (A) >1, x*不稳定, -2<tr (A) <2, -1<det (A) <1, x*稳定;tr (A) >2, det (A) >1从而x*不稳定;tr (A) =-2, det (A) =1从而x*不稳定。

情形3分析

均衡解稳定等价于det (A) <1。

(三) 分析实证模型。

对于我们的模型 (由于滞后2阶情形非常复杂, 故选取滞后1阶分析) :

矩阵A的迹tr (A) =0.6766矩阵A的行列式det (A) =-0.0011

模型方程组所对应的齐次方程组存在非零解。

其特征根λ1=-0.0001, λ2=-1

模型方程组所对应的齐次方程组的通解为:

其中k1, k2为任意常数。

而对于非齐次方程组所对应的特解我们可以判断出其为一个常数特解 (I-A可逆) 。

待定系数法可得:k1=-0.0987, k2=2958.5

非齐次方程组的解为:

由于矩阵A的特征方程存在两个不同的特征根, 且有一个特征根为-1;且对于方程组解来说属于鞍点类型, 故为一个短暂的均衡。我们用数值模拟了一下此差分方程组的解得调整过程, 如图2所示。 (图2)

四、结论

政策的调整总是有时效性的, 当政策的影响消逝时, 收益和交易量应该本应趋于稳定, 但根据我们的数据分析, 收益率平方是趋于稳定, 有稳定均衡点, 但成交量存在不稳定均衡, 此类型为鞍点。对此我们认为, 在政策时效到期时, 成交量仍然不趋于稳定是受一些市场外其他因素干预所致。鞍点属于短暂均衡点, 在市场中只能在很小的时间内稳定, 一旦市场发生变化, 便会进入下一个系统进行不断调整。

五、创新点与不足

本文引入动力系统模型借助一阶双变量非齐次差分方程组分析收益率和交易量时间序列上的双向影响问题, 并通过政策影响前后系统参数的不同分析在政策调整后均衡水平的动态变化。由于对二阶双变量非齐次差分方程组分析需要更高深的数理基础, 我们后续会继续研究高阶的动态均衡模型。

摘要：观察市场上股票的走势分析可发现股价受到成交量及其自身滞后序列的影响, 同时成交量受到股价的影响及其自身滞后序列的影响, 由于股价一般不平稳, 故选取收益率为研究对象。收益率与成交量互相影响, 形成一个动力系统模型。我们通过时间序列的分析方法研究其相关关系。货币政策的出台往往会引起收益的波动及成交量的变化, 但政策的持续期是有效的, 如何寻找政策影响下收益率和成交量的最终趋势, 可以通过研究该系统双变量非齐次线性差分方程组解得稳定性问题, 从而可以寻找是否存在均衡点。

关键词：时间序列,货币政策,非齐次线性差分方程组,稳定与均衡点

参考文献

[1]孙华好, 马跃.中国货币政策与股票市场的关系[J].经济研究, 2003.7.

[2]寇明婷.股票价格对货币政策调整的反应研究[D].西北农林科技大学, 2011.

[3]吴亮, 邓明.中国股票市场收益率与交易量的非对称因果关系研究——基于分位数Granger因果检验[J].上海金融, 2014.6.

地下水动态与均衡 篇7

党的十六届五中全会提出建设“两型社会”, 并将其作为一项重要战略任务。此后, 党的十七大将“建设资源节约型、环境友好型社会”写入党章。什么是两型?如何建设两型?这是需要高校积极探索思考的。两型社会的建设离不开大量具有专业技能的普通建设者, 而高校尤其是地方高校更是培养这种实用人才的主要力量。这就要求地方高校对未来人才培养进一步做好规划和计划, 在扩招的同时, 加大引进或培养师资, 为两型社会建设提供充沛的人力资源储备。1995年《中华人民共和国高等教育法》颁布, 地方性高校取得了法人资格, 对教师具有了聘用的权利。高校教师聘用制的施行, 致使高校与教师之间的关系不单是一种教育行政机关与教师的关系, 同时, 双方也不再只具有行政隶属关系, 建立在聘用合同基础之上的平等民事法律关系也成为二者关系的一种。但事实上, 教师聘任制的实施并不意味着地方性高校与教师之间将属于纯粹的民事关系。随着地方性高校人事制度改革的全面实施, 高级人才择业的自由度加大, 与学校间的依附关系减弱, 无序流动现象明显。地方性高校与高级人才间利益关系、劳动关系的市场化、契约化初见端倪, 同时, 教职工待岗、下岗以及劳动争议等新问题也相继出现。然而, 作为平等的民事主体面对劳动关系矛盾, 以尊重对方权益为前提, 通过签订协议, 切实保障地方性高校与高级人才实现双方效率最大化, 从而实现总体效率的最大化, 才是一种合理的安排。

1 地方性高校与高级人才双方的关系

1.1 地方性高校与高级人才双方关系发展的过渡期

随着教育改革制度的不断推进, 高校聘任制实施力度的不断加强, 致使高教领域中的社会关系不断发生变化。以往, 高校与高级人才的关系属于国家与教师的关系, 即领导与被领导、命令与服从的关系;就法律关系而言, 属于行政管理领域的行政法律关系。而目前, 随着聘任制在地方性高校的普及推广与实施, 地方性高校与高级人才双方的关系正处于一个过渡期, 即向建立在平等基础上的法人与公民之间横向型民事法律关系过渡。之所以称之为过渡期, 首先, 是因为根据教师聘任制的规定, 地方性高校是应该通过聘任合同确立与高级人才之间的权利、义务和责任, 并确认双方的法律关系, 从理论上来说, 这应属于典型的民事法律责任。而在实际实施过程中, 由于地方性高校对高级人才具有聘任、考核、评审等特定“权利”, 致使实际上二者存在着平等的民事法律关系与行政管理法律关系的双重关系。其次, 在于我国现代教育改革制度意在注重高级人才的自主性, 强调地方性高校与高级人才之间的聘用合同关系, 并淡化双方间的隶属关系, 然而这种理想关系状态又与双方实际关系存在一定的偏差。事实上, 教育改革的最终目的是期望在教育人才市场上能够达到一个双向选择的关系, 即地方性高校依据自身需求进行教师的聘任, 教师按个人意愿和能力参与高校的应聘。高校享有聘任权、解聘权;教师享有受聘权、拒聘权。高校根据自身需要优化人力资源配置, 更易焕发活力与生机;教师有专有兼、能进能出, 更能发挥积极性和创造性, 这是我国高等教育改革发展的方向, 同时也需要双方不断调整与适应, 实现双方关系的顺利过渡。

1.2 地方性高校与高级人才双方关系的复杂性

地方性高校与高级人才双方关系的复杂性, 体现在地方性高校与高级人才之间的关系同教师定位密切相连的法定关系与法律关系、原始关系与侵权关系、现实关系与想象关系相涉及。[1]所以, 二者关系的复杂性归根到底在于“高等学校内部组织的权利机制具有双重性”, 即权利的行政性和权利的学术性。因为权利的行政性和权利的学术性之间的表现各不相同, 但又同时处于高校这一大背景之下, 因此在很多情况下会发生权利的交叉, 导致冲突的发生, 这也促使了地方性高校与高级人才双方间的复杂化关系。

1.3 地方性高校与高级人才双方关系实质意义上的不平等性

教师聘任制在法律上设定高校权力与教师权利是相对均衡的, 因此, 在法律层面上, 地方性高校与高级人才之间的权利和义务应该是平等的, 双方关系的建立应以平等自愿为基础。但事实上, 地方性高校对高级人才具有“行政管辖权”, 而教师聘任的流程又是由校方根据自身需求进行制定的, 因此地方性高校在聘任关系中占有优势地位。对于这一优势, 让地方性高校主动实行平等的方式进行高级人才的聘用是不可能的。所以, 表面上看, 教师聘任制将利于高校与高级人才间双向选择平等关系的形成, 事实上却仍是一种高校对高级人才的单项聘任关系, 高级人才丧失了主动选择的权利。此外, 地方性高校又对高级人才所需的资源和机会进行着一定的把控, 实际上双方关系更似于以往的支配与被支配的关系。所以, 教师聘任制的推广在一定程度上造成了高校权力与高级人才权利的失衡, 导致双方关系实质意义上的不平等性。

1.4 地方性高校与高级人才双方关系的局限性

1.4.1 对高级人才的制约

地方性高校与其他领域中高级人才的不同之处在于他们具有更强的自我意识与独特的价值观, 他们追求所在地方性高校特有的文化氛围和环境, 并意在在这样的大背景下进行教学之余完成自身学术专业方面的更高造诣以及自我价值的实现。对于具有丰富知识和高等学历的高级人才, 选择地方性高校不单单是为了满足基本的物质需求, 更是为了借用地方性高校这一相对竞争较小、自主性较强的平台最大的发挥自身的优势。这也正是地方性高校吸引高级人才之处, 然而由于部分地方性高校对聘任制的“误读”, 致使他们产生了仅凭契约 (聘任制) 来维系自身与教师间关系的心理。但事实上, 这必然影响地方性高校与高级人才间的情感, 并对其心理和行为产生影响, 从而对高级人才的发展产生制约性;同时, 加之契约对高级人才在地方性高校工作的行为产生了束缚, 与其理想状态相违背, 造成了高级人才的流动性增加、稳定性减弱, 对高级人才个人长期而稳定的发展产生制约。

1.4.2 对地方性高校发展的制约

威廉姆森曾经指出:在现实世界中, 所有的人都处于交易的状态中, 这种交易受到或明或暗的契约的约束, 每个人都是某个契约的一方当事人。如果承诺没有得到履约的支持, 当事人就会面临不履约的危险。[2]因此, 地方性高校作为一个系统庞大且繁杂的组织, 仅靠与高级人才之间的契约关系运行和维持, 必将会因为机会主义导致该地方性高校管理系统运行的低效率。同样可能由于单纯的契约关系致使高级人才缺乏归属感, 造成大量高级人才的流失, 对地方性高校的发展产生制约。

2 地方性高校与高级人才实现双方效率最大化动态均衡的对策

随着我国教育改革的深入, 聘任制实施范围的扩大, 就发展两型社会大背景下的地方性高校的问题而言, 只有有效实现地方性高校与高级人才双方效率最大化动态均衡, 才能实现教育改革的顺利过渡, 而这可以从国家或政府方面和高等教育系统内部两方面进行改革。

2.1 国家或政府方面

2.1.1 独立的教师组织的成立

要在地方性高校与高级人才之间建立真正意义上的契约关系, 必须成立一个和学校地位对等且独立的教师组织。该组织应该作为教职工代表大会的常设机构, 取代工会并脱离学校的行政领导, 参与学校民主管理, 对学校进行监督, 维护教师的权益。同时, 为保障该组织及其成员的基本权利, 国家或政府应出台相关法律法规并与《教育法》相配套。

2.1.2 社会保障体系的建立健全

国家或政府应借鉴国外建立健全的教师社会保障体系的经验, 结合地方性高校的特点, 针对地方性高校中高级人才的职业特点, 针对性的建立医疗、养老、失业等教师社会保障体系, 维护高级人才的合法权益。对于离开教师岗位的高级人才, 应为其提供诸如再就业、定额保留福利等较为有效、全面的社会保障支持, 从而消除教师的忧虑。[3]同时, 国家或政府应制定一些针对地方性高校高级人才就业的优惠福利政策, 促进地方性高校高级人才的引进, 实现地方性高校与高级人才双方效率最大化的动态均衡。

2.1.3 教师聘任制监管制度的完善

随着地方性高校教师聘任制度的不断推广, 国家或政府应该立即着手建立人事宏观管理和监督机制, 以确保教师聘任制的有效实施, 减少聘任关系不对等现象的发生, 维护地方性高校与高级人才双方间的合法权益, 监督地方性高校在遵循国家法律法规的前提下行使用人自主权, 防范高级人才私自毁约等违法行为。教育主管部门应完善监管机制, 加强监管力度, 对地方性高校聘任制的实施状况进行定期核查, 组织地方性高校间的经验交流, 促进地方性高校间的经验学习与推广, 从而推动地方性高校教师聘任制的进一步成熟, 实现地方性高校与高级人才双方效率最大化的动态均衡。

2.1.4 教师声誉约束机制的建立

地方性高校中的高级人才, 相较于获得更多的物质资源而言, 他们更在意社会地位以及社会声誉的提高。为了维护并提升其自身的社会地位和社会声誉, 他们会在意自身工作的努力程度, 在某一聘期内其行为结果是否与其付出成正比, 更会思考自身现在的努力和绩效对下一阶段甚至整个教师职业生涯的影响。[4]至此, 教师会为了维护自己的社会地位和社会声誉, 达到更高的绩效而努力, 学校也会因教师绩效的提高而提高效率, 达成双赢的效果。

2.2 高等教育系统内部

2.2.1 完善地方性高校教师激励机制

地方性高校教师激励机制可以从两个方面完善, 即物质激励和精神激励。物质激励可通过构建与用人制度相应的分配制度实现, 即地方性高校要遵守“因事设岗”、“以岗定薪”等原则, 对岗位所需的职能进行明确的描述, 并就其考核结果进行相关薪酬的确定;完善教师福利制度, 由于教师工作与生活间的时间界限不是很明晰, 地方性高校可改善带薪休假制度;对于教师任教过程中, 高校应为其提供更多的培训和进修机会, 在提高教师自身修养, 增强本校的教师综合水平的同时, 实现调动教师工作积极性的目的。就精神激励而言, 地方性高校应加强对高级人才的专业素养和职业愿景的了解, 为其制定与其能力相匹配教学任务和科研奋斗目标, 协助教师制订中长期的职业生涯发展规划, 增强教师对学校的归属感, 使其能够在自身目标实现的同时, 自发性的为了学校的发展而积极努力工作。[5]2.2.2建立科学合理的教师评价体制

地方性高校对教师的评价, 首先应根据地方性高校所属类型以及教师所承担的具体工作任务, 来确定各岗位的职责范围。其次, 对于高级人才个人发展的不同阶段, 对其评价的重点也应有所不同。再次, 要合理地把握考核周期。

3 结语

在教育改革之前, 地方性高校与高级人才之间已经达到一个相对平衡的契约关系, 然而随着教育改革的深入, 聘任制的广泛实施, 打破了原有的平衡, 而这必然会对地方性高校和高级人才双方的关系和发展造成影响。要实现地方高校与高级人才双方效率最大化动态均衡, 在从国家或者政府方面和高等教育系统内部两方面进行改革之外, 更需要地方性高校与高级人才都认识到契约 (聘任制) 的本质, 即为了促成教育人才市场的双向选择, 强化教育资源优化配置, 在改革的探索阶段, 更强调双方需根据彼此的需求和变化对契约进行调整或重新架构, 为双方关系的平稳发展起到促进作用, 并为双方效率最大化及总体效率的最大化创造有利条件。

参考文献

[1]莫晓斌.浅谈高校依法治校中存在的问题及对策[J].长沙大学学报.2008 (03) .

[2]张厚如.民办高校教师心理契约研究[D].西南交通大学, 2011.

[3]叶青, 高玉明, 刘丽敏, 储俊.地方高校人才引进动态管理机制的若干思考[J].法学教育研究, 2011 (1) .

[4]张赛赛, 李浩.聘任制条件下高校教师权益保护探究[J].当代教育科学.2010 (11) .