存在性检验

存在性检验（精选7篇）

存在性检验 篇1

一、引言

环境库兹涅茨曲线 (Environmental Kuznets Curve, EKC) 最早由Grossman和Krueger 于1991年提出。他们在研究北美自由贸易协定的环境影响时发现部分环境污染物的排放量与经济增长的关系可以参照库兹涅茨曲线, 呈现先增后减的倒U型。即随着一国经济发展, 环境污染也加剧, 当到某一临界点后, 环境污染又随着人均收入的增加逐渐降低。EKC理论开创以来, 学术界已展开了广泛研究。但验证的结果并不统一, 拟合的曲线呈现出倒U型、倒N型等不同形状。本文的存在性检验沿用了Grossman和Krueger的方法, 选取的数据指具有一定的代表性。

二、文献综述

国外研究污染气体排放与经济增长关系得出的结论大多支持了EKC的倒U型。Lantz和Feng (2006) 使用加拿大1970年～2000年的数据, 结果GDP与二氧化碳排放无关, 人口与二氧化碳排放呈倒U形关系, 技术与二氧化碳排放U型。Brajer, Mead和Feng (2008) 研究二氧化硫排放EKC的发展中国家模式, 发现一些数据支持典型的倒U形, 另一些数据支持N型。Harrisa, Chambersa和Kahn (2009) 研究生态足迹和经济增长之间的EKC, 未发现其存在, 且增长本身不会导致可持续发展。在国内方面, EKC的研究仍是热点。陈华文 (2004) 用上海市1990年～2001年的环境指标检验, 得出对于多数指标EKC假说成立。陈雯 (2005) 对1981年～2003年中国人均GDP与工业废渣人均产生量、废气和工业废水人均排放量的关系分析, 说明我国目前不存在EKC。马妍, 朱晓东 (2007) 对江苏1991年～2004年经济增长与环境质量关系的分析表明, 江苏的EKC呈现出N型, 环境质量有经过改善后再次恶化的倾向。综上, 验证EKC是否存在的结果并不一致, 受到数据、方法等的影响。

三、变量选取及研究方法

本文选取的变量包括环境质量指标和经济增长指标两类:选取我国1982年～2008年人均工业废气排放量代表环境质量;选择更能反映出真实的收入水平的人均GDP反映经济增长。

方法上仍用Grossman和Krueger的方法进行实证分析。基本形式是:

Ln WGEP = a0 + a1 Ln GDPP + a2 (Ln GDPP) 2 + a3 (Ln GDPP) 3 + ε (1)

式中, WGEP为人均工业废气排放量, GDPP为人均国内生产总值, a0 、a1 、a2 、a3为模型参数, ε代表随机误差项。从式 (1) 可以判断环境和经济增长之间可能的曲线关系:

(1) 若a1≠0而a2=a3=0, 是线性关系;

(2) 若a1≠0, a2≠0, 但a3=0, 二次函数曲线呈现U型或倒U型。当a1>0且a2<0时, 则符合EKC的倒U型。

(3) 若a1, a2, a3都不为0, 三次函数曲线呈现正N型或倒N型。

四、实证研究

本文采用Dickey-Fuller Test的扩展方法ADF来检验平稳性。单位根检验得出各指标均满足一阶平稳。使用Johansen和Juselius于1988年提出的Johansen方法进行协整检验, 表明有两个协整向量, 可见变量间存在着长期稳定的协整关系。

注:检验形式 (C, T, K) 表示单位根检验方程包括常数项、时间趋势和滞后阶数。0指不包括C和T。加入滞后项使残差项为白噪声。最优滞后项阶数由赤池信息量准则AIC确定。Δ表示一阶差分算子。Ln GDPP2= (Ln GDPP) 2; Ln GDPP3= (Ln GDPP) 3。

注:*表示在5%水平下拒绝假设

根据协整参数, 表达式如下:

Ln WGEP = 24.39-4.44×Ln GDPP+0.41× (Ln GDPP) 2 - 0.01× (Ln GDPP) 3 (2)

这主要考察人均GDP对人均工业废气排放量的作用。a1, a2, a3正负号分别为-, +, -。从长期来看, 我国经济增长对环境质量的影响呈现倒N型, 且两个转折点间的曲线十分平缓。从Granger检验看, 人均GDP与人均工业废气排放量存在着单向的Granger因果关系, 说明人均GDP是人均工业废气排放量变动的原因, 反之不成立。

五、结论

本文实证得出, 曲线呈现倒N型, 不符合EKC理论中的倒U型。1982年人均GDP对应的x为6.26到2008年x为10.03, 图形是一段平缓的U型曲线。说明要达到人均工业废气排放量随人均GDP增加而下降, 还需要很长的时间。今后我国环境污染将随经济增长而进一步加剧, 说明我国面临很大的环境压力, 转折点尚未可见。针对这种情况, 应该边发展边治理, 积极实施低碳经济策略。具体来说, 要调整产业结构, 提高能源效率, 加快技术创新。同时, 绿色税收等调控措施也应加以考虑, 寻求国际合作也是十分必要的, 在不以环境质量为代价的前提下发展经济也是未来全世界关注的重点。

参考文献

[1]Lantz.V, Feng.Q.Assessing Income, Population, and Technology Impacts on CO 2 Emissions in Canada:Where’s the EKC?[J].2006, 57 (2) :229～238.

[2]Victor Brajer, Robert W.Mead, Feng Xiao.Health Ben-efits of Tunneling through the Chinese Environmental Kuznets Curve (EKC) [J].Ecological Economics, 2008, 66 (4) :674～686.

[3]Jill L.Caviglia-Harrisa, Dustin Chambersa, James R.Kahn.Taking The“U”Out of Kuznets:a Comprehen-sive Analysis of the EKC and Environmental Degrada-tion[J].Ecological Economics, 2009, 68 (4) :1149～1159.

[4]陈华文, 刘康兵.经济增长与环境质量:关于环境库兹涅茨曲线的经验分析[J].复旦学报 (社会科学版) , 2004 (2) :87～94.

[5]陈雯.环境库兹涅茨曲线的再思考——兼论中国经济发展过程中的环境问题[J].中国经济问题, 2005, (5) .

[6]马妍, 朱晓东.基于环境库兹涅茨曲线的江苏省经济增长的环境效应研究[J].环境管理与科学, 2007, 32 (4) :38～48.

存在性检验 篇2

关键词：基层,检验科,问题,对策,医院感染,防护

医务人员长期与病人接触, 是疾病高危感染人群。检验科工作人员则更为突出, 每天都要与病人的血液、尿液、大便等检验标本接触, 这些标本中极有可能存在致病菌, 各种肝炎病毒, 甚至是艾滋病毒等多种病原体存在, 对检验科工作人员的健康构成严重威胁, 因此, 检验科是个非常容易发生医源性感染的科室。

基层医院检验科的硬件设施及防护设备不足, 制度法规不全, 人员素质相对较差。基层化验室一般空间小, 采光通风差, 污染区、半污染区、清洁区不能明显分开, 消毒措施亦不严格, 医疗垃圾与生活垃圾分类不清, 这些方面都增加了医院感染的机会, 因此, 必须加强管理, 提高检验科工作人员的自我防护意识。本人通过在基层医院多年的工作经验, 现总结出基层医院检验科存在的一些问题及防护对策。

1 存在的主要问题有

1.1 标本的传染性

检验科工作人员每天接触各类患者的血液、尿液、大便等标本, 这些标本中大多含有各种微生物, 如果不加以防护, 如很多工作人员不喜欢戴手套, 防护意识不强, 长期接触这些带有传染性的标本, 很容易发生实验室获得性感染, 检验人员被感染的概率就很高。

1.2 环境污染

检验科汇集的各种患者标本, 在离心机离心式会形成气溶胶, 或因成操作不当试管破裂标本外溢等造成空气、台面和地面的污染。

1.3 防护措施不够

检验科工作人员应每天穿好工作服, 操作时戴好口罩和手套, 不然的话遇到结核病人, 病菌通过咳嗽、打喷嚏等污染空气, 感染医务人员, 肝炎病毒可通过小伤口引起工作人员的感染, 用过的针头应放入专门的医疗盒, 不小心被扎到就相当危险。

1.4 检验仪器的污染

血细胞计数仪、半自动生化仪、尿常规分析仪等直接与标本接触, 仪器吸取标本时, 容易造成仪器的污染, 冰箱、水浴箱、细菌培养箱、显微镜头等都有可能被污染, 要及时清洗, 保养仪器, 不然也会造成检验人员的感染。

1.5 医疗垃圾分类不明确

血、尿、细菌培养基等检验后的废弃标本, 血细胞分析仪、半自动生化仪的废液等, 这些都是重要的医疗垃圾传染源, 应与生活垃圾明确分类, 医疗垃圾若与生活垃圾混淆带出院外, 还会造成周围群众的感染。

1.6 规章制度不全、领导不够重视

基层检验科一般人员较少, 有些还是非专业人员, 大多规章制度不够健全, 防护意识不强, 领导也不够重视, 监测不到位。

2 防护对策

(1) 加强学习提高自身素质。检验科工作人员经常参加各种相关培训和学习, 提高防护知识, 特别是与本职工作相关的感染防护知识, 借鉴上级医院的感染预防管理规章制度, 工作规程和要求, 不断完善本科室的各项规章制度。 (2) 注意消毒、改善环境。检验人员每天都要用紫外线对空气进行1h左右的消毒, 用消毒液浸泡抹布, 擦洗物体表面及工作台面, 拖把用后也要用消毒液浸泡。 (3) 自身的防护。检验科工作人员应着白大褂, 戴工作帽, 特别要注意的是重视手的消毒和清洗, 操作前戴好手套, 双手若接触患者, 应用消毒液擦洗3min, 再按六步法用自来水仔细清洗干净, 单位领导应重视检验人员的健康, 争取每年全面体检1次, 并做好职工的健康档案。 (4) 仪器设备常消毒。血细胞计数仪、尿分析仪、半自动生化仪、显微镜等检验设备均视为有传染性, 应经常用消毒液擦洗, 冰箱也不容忽视, 绝对不能冷藏食物。 (5) 医疗垃圾的处理。医疗垃圾是一个很重要的传染源, 检验后废弃的血液, 大便等应装入黄色医疗垃圾袋, 存放在专门的垃圾房, 废液应消毒处理后, 方可倒入厕所, 而含有细菌的培养基则应在高压灭菌后, 装入纸盒再放入黄色医疗垃圾袋, 存放在指定处, 最好由专门的回收单位进行统一回收后进行处理。 (6) 领导的关心和重视。单位领导应多多关心检验科工作人员, 为他们创造更多的学习培训机会, 注重检验科的各项规章制度, 指定主要负责人员, 重视监督监测。

通过上述措施和管理, 最大限度控制了检验科的医源性感染, 保障了工作人员的安全和身体健康, 才能更好的为广大患者服务。

参考文献

[1]徐兰, 郭玉杰, 张鑫.检验科预防医源性感染的措施与管理[J].中华医学感染学杂志, 2005, 15 (T) :786～787.

[2]李瑛.检验科医院感染管理存在的问题及措施[J].医学检验与临床, 2006, 17 (3) :86.

木材标准性检验要点探讨 篇3

在林业生产活动中, 木材的质量与木材的等级、数量、长度等相关参数息息相关, 林业工作人员需要根据木材的种类、宏观构造结构和微观构造特性, 对木材进行检验。木材的标准性检验的必要性分析, 可从木材检验的作用角度探讨。

1.1 生产的规范化发展需要以木材检验为基础, 通过木材检验,

可以对林业企业的木材生产提供质量保障, 控制不合格和不标准的木材产出;木材检验也是林业企业管理的基础工作, 协调质量控制、行政和技术三方体系, 推进企业管理水平的提高。

1.2 检验可以为生产使用计划提供数据基础, 通过木材的逐条检验和质量分类, 统计出详细木材的开采和加工质量等。

据悉, 木材在开采、加工等生产的过程中, 木材经常出现劈痕、锯裂、锯偏、虫害和腐烂等问题, 如果这些问题在检验过程中没有被及时发现, 将给木材生产企业的效益带来损失性影响。

1.3 材检验, 实现木材科学合理的分类和鉴定, 评估出木材的价值, 以便木材企业控制木材的生产利润。

与此同时, 对于林业下游产业来说, 木材检验是控制行业成本的有效方法, 避免了二次检验带来的费用支出, 促进了下游产业链的健康发展。

1.4 检验是执行国家相关木材标准文件规定的过程, 是林业企

业必须遵守的生产义务, 通过林木的检验标准的执行, 将国家的规范化标准与木材实际生产工作衔接, 可以让木材的检验更加标准。

总之, 林业检验是林业企业木材生产流通管理的一个重要环节, 直接关系到木材的质量效益的实现, 因此林业企业必须掌握木材的标准性检验, 实现木材检验工作的科学化管理。

2 木材标准性检验的要点

2.1 提供完善的检验工作体制环境

木材检验工作要以完善的木材检验标准为执行依据。关于木材检验标准是由森林资源相关部门制定的工作体制。该标准的主要内容有:森林资源的合理运用和木材的使用质量控制, 包括砍伐检验标准, 提高砍伐的计划性, 即在砍伐之前, 规范砍伐的质量, 对规划砍伐木材的取用, 合理分配差别性质量的木材, 实现木材砍伐的合理循环, 同时兼顾木材的质量。建立木材检验工作的管理体系, 一是建立木材检验的工作制度, 以减少检验工作不规范行为的出现;二是建立木材检验的责任制度, 让每个检验人员都各施其职, 承担相应的工作责任;三是建立检验工作的分配体系, 实现检验工作质量和人员薪酬的结合, 提高木材检验工作人员工作的积极性和效率。木材检验的质量需要以木材监理制度为基础, 一方面是建立木材检验质量的反馈制度, 譬如木材在销售的过程中, 处理危害木材检验市场的行为。相关部门通过发挥监督管理工作的效能, 将信息反馈给木材检验人员, 提高检验人员的工作警惕性, 杜绝不良检验行为的出现。另一方面是健全木材的销售管理制度, 强化检验人员的处分机制, 并对客户需知和需求制度予以优化, 全面提高木材检验的经济效益。

2.2 优化木材检验的技术

针对木材的树种、尺寸、等级和材质等进行现场检查, 是木材检验技术的标准化实现手段, 其主要措施如下:木材的树种检验, 根据木材的外观特征、构造、特性、用途等, 对木材进行归类, 出于对生态环境保护的必要性考虑, 要严格遵守《野生植物保护条例》等法律法规, 严禁采伐、运输、经营和加工一级保护野生植物和限制采伐、运输、经营和加工二级保护野生植物, 违者追究其行政或者刑法责任。木材的等级评定, 木材的价格与用途由木材等级决定, 在现场检查的时候, 按照木材材种标准规定的缺陷程度, 判断材质的质量情况, 并作出等级评定。关于原木材质的缺陷包括活节、死节、漏节、边材腐蚀、心材腐蚀、裂纹、偏枯、虫眼等;而次加工原木的缺陷有漏节、心腐、弯曲和边腐等。木材的规格和数量检验, 一是原木长度的检验, 度量为厘米, 检验标准是原木大头和小头两端断面之间的最短距离, 当材长在规定标准检尺长以上并超过负公差, 则要根据下一次检尺长进行计算。二是木材的材种检验, 其中包括称重法检验、长宽检验、表板检查和树种检查等, 木竹等半成品要按包装的数量、规格检查, 若无包装, 则要根据实物检查。三是非标准检查进位, 避免脱离木材行业管理标准和国家原木检尺标准的行为出现, 计算的方法有双径级足尺计算法和单双径级足尺计算法两种。木材运输现场的抽样检查和判定的方法, 一方面是原木树种、尺寸和等级的抽样和判定, 采用一次抽样的方法, 进行逐项检查, 如果发现原木的树种、尺寸和等级不符合国家木材标准, 而且违反运输证件记载规定, 则可判定该原木为证货不符的原木。另一方面是锯材现场的抽样检查和判定, 通过随机抽样的方法抽取锯材形成样本, 然后采用二次抽样方案, 判断木材的合格质量水平, 根据木材产品标准的技术要求检查产品项目中样本锯材的树种、尺寸和材质等质量特性。传统的木材检验方法是木材检验人员的人工感觉和观察, 这种仅仅利用手和眼睛的检验方法难以得到较好的检验效果, 很多木材的潜在问题往往会成为漏网之鱼。因此, 木材的检验要综合应用现代化技术, 譬如红外线仪器、光电侧长、光电测径、影像测径等方法, 对木材的外部质量和内部状况进行同步检验, 彻底改变以往人工目测的落后检验手段。另一方面。远程监控等现代通信方式也要在木材检验领域全面发挥, 以便木材检验的查询, 提高木材检验的工作效率。

2.3 加强检验队伍的岗位培训工作

鉴于木材检验的工作面广和政策性强, 目前检验人员综合素质的提高, 必须依靠岗位的培训, 木材检验队伍除了要熟悉木材检尺和运输查询等业务知识, 还要熟悉国家相关的法律法规和规章制度。一方面, 要采用座谈会和培训班等方式, 组织检验队伍深入学习林业法律法规和木材检验技术。另一方面是严格按照《木材检验标准》, 精确检验的尺寸检量和等级评定, 在实际的操作中不断完善自身的检验业务经验。

3 结束语

综上所述, 随着森林资源的开发, 木材资源在不断减少, 而木材检验技术的落后性问题, 加剧了木材资源的浪费程度。林业检验是林业企业木材生产流通管理的一个重要环节, 直接关系到木材质量效益的实现。因此, 林业工作人员需要根据木材的种类、宏观构造结构和微观构造特性, 对木材进行检验。笔者认为, 木材检验工作需要从检验工作的控制、检验流程的控制、监控体系的建立和反馈机制的完善等角度, 通过提供完善的检验工作体制环境、优化木材检验技术和加强检验队伍的岗位培训, 全面提高林业木材检验的质量, 促进林业企业经济效益和社会效益的提高。

摘要：森林的开发使得木材资源不断减少, 而木材资源没有做到物尽所用, 无法给企业带来良好的经济效益。因此, 木材在生产的过程中要进行标准性检验, 以提高木材的质量, 提高林业企业的管理水平。本文将在对木材检验作用阐述的基础上, 探讨标准性检验的必要性, 并提出木材标准性检验的建议措施, 实现木材检验工作的规范化管理。

关键词：木材检验,林业资源,木材质量

参考文献

[1]李新发.浅谈木材检验技术与方法[J].农林工程, 2011年12期:228.[1]李新发.浅谈木材检验技术与方法[J].农林工程, 2011年12期:228.

[2]王艳丽.提高木材检验工作质量的措施探讨[J].产品与科技论坛, 2011年18期:243.[2]王艳丽.提高木材检验工作质量的措施探讨[J].产品与科技论坛, 2011年18期:243.

[3]刘树锁.木材检验工作管理的对策探讨[J].产品与科技论坛, 2011年17期:237.[3]刘树锁.木材检验工作管理的对策探讨[J].产品与科技论坛, 2011年17期:237.

[4]韩秋.浅谈新时期木材检验工作[J].林业科学, 2011年10期:4142.[4]韩秋.浅谈新时期木材检验工作[J].林业科学, 2011年10期:4142.

[5]朱宏.木材检验管理的有效控制问题探讨[J].科技创业家, 2011年11期:361.[5]朱宏.木材检验管理的有效控制问题探讨[J].科技创业家, 2011年11期:361.

存在性检验 篇4

关键词：电梯,监督检验,定期检验

在现代化的今天建筑行业迅猛发展, 而电梯作为建筑内的交通工具也被广泛应用。但安全事故频频发生, 所以电梯监督检查与定期检查必不可少, 电梯运行期间出现的问题不容忽视。

1 电梯监督检验中存在的问题

电梯安装过程的监督检验着重于现场施工人员资质审查、技术资料审核、相关的试验等安装过程的质量控制。

1.1 电梯监督检验存在的问题

首先检查电梯的施工现场。检查通道是否畅通, 高度不应小于1.80m, 若使用梯子, 梯子应不易滑动或翻转, 梯子与水平面的交角不大于75度;机房门宽度不应小于0.60m, 高度不应小于1.80m, 并且机房门应向外开启;机房地板上通过钢丝绳、钢带等孔洞应尽量小, 以运行时不碰擦为准, 且孔洞应有牢固的圈框, 圈框高度不应小于50mm;机房地面高度差大于0.5m时, 应在台阶边缘设置牢固的护栏并设楼梯;机房内的照明要有一定的亮度, 要求其地板处的照度不低于200LX;此外, 必须要确认机房是专用的, 而且机房墙壁的强度也应该符合要求;机房、井道是否符合电梯安装规程中的各项规定及有无安全隐患等。

其次, 认真核对和测量机房、井道位置、尺寸, 曳引机在机房内的位置和方向, 控制柜的位置, 引入机房的电源位置和配置, 并做好记录。检验人员必须对上述土建工程进行确认后, 电梯施工单位才能进行施工。此外, 还应备有适用于电气火灾的气体灭火器。

再次, 对电梯的制造资料和安装资料进行检查。电梯制造单位应提供的资料主要包括制造许可证明文件, 电梯整机型式试验合格证书或者报告书, 制造单位提供的装箱单, 产品质量证明文件, 安全保护装置和主要部件的型式试验合格证, 限速器和渐进式安全钳的调试证书, 机房或者机器设备间及井道布置图, 其顶层高度、底坑深度、楼层间距、井道内防护、安全距离、井道下方人可以进入的空间等满足安全要求;电气原理图, 包括动力电路和连接电气安全装置的电路, 安装使用维护说明书, 包括安装、使用、日常维护保养和应急救援等方面操作说明的内容。电梯安装单位应提供的资料包括安装许可证和安装告知书, 施工方案, 审批手续齐全, 施工现场作业人员持有的特种设备作业人员证。如果资料存在不合格项目, 则不得进入下一过程。

1.2 整机功能试验的监督检验

电梯在安装完成后, 应按照电梯检验规程对整个电梯的运行环境进行检验, 对整机进行性能进行检验。然而随着电梯数量的不断增加, 人机匹配矛盾日益突出, 部分检验人员为了追求检验速度, 提高定检率, 往往会忽略检规中要求的一些项目, 从而给电梯的运行埋下了安全隐患。

1.2.1安装完毕的电梯, 其工作环境就是清洁的, 尤其是机房、轿内、轿顶、底坑的卫生, 机房应能防风雨, 且机房门上应标有“机房重地, 闲人免进”等安全警示字样。机房通道应畅通, 能安全的使用, 底坑内应无积水, 且地面平整, 机房、井道和底坑内均不得有电梯无关的设备。然而, 在检验中发现, 很多安装单位和维护保养单位对电梯的工作环境都不重视, 往往灰尘较厚, 垃圾太多, 长此以往, 将会给电梯的安全运行带来安全隐患。

1.2.2电梯的各机械活动部件, 应按要求定期进行润滑;各安全装置齐全, 且功能均有效, 安装位置正确, 能确保电梯的安全运行。安装单位往往会在安装时, 改变了部件的安装位置, 造成与电梯布置图不一致, 电气接线与电气控制图纸不一致, 这给调试和后续的维护保养、紧急情况下的操作都带来不便, 甚至影响到事故时的救援。

2 电梯定期检验中存在的问题

检查电梯是否严格按照相应的定期规则、监督制度等相关实际工作就是在用电梯的定期检查的工作任务。针对电梯采取定期检查措施是该工作的主要职责。但在电梯的定期检验工作中, 电梯中存在的问题通常存在以下几个方面的问题:

2.1没有向相关特种设备安全监督管理单位申请登记, 就直接将电梯投入生产及使用的部分电梯使用单位公司是引发问题出现这方面的主要形成原因, 电梯使用相关单位对电梯安全实际操作缺乏相关知识、法律相关意识薄弱是根本原因。

2.2在电梯实际使用过程中, 电梯管理制度的不健全、缺少或没有严格按照应急预案进行应急事故的处理也是原因之一, 由此导致电梯相关安全事故的发生与安全隐患无法发现与解决。一旦发生事故, 将会给救援带来很大的影响。

2.3在用电梯定检日期到期后, 不报请检验, 仍然超期限使用, 致使安全隐患不能及时排除, 给电梯的安全运行埋下了隐患。

2.4部分电梯检修人员或者是维修人员存在无证作业的情况, 这将使检测数据的精确性受到影响, 并且针对数据处理措施的选择不合理, 直接导致电梯无法得到切实有效的保养维护。

参考文献

[1]TSG T7001, 电梯监督检验和定期检验规则-曳引与强制驱动电梯[S].

[2]毛怀新.电梯与自动扶梯技术检验[M].北京:学苑出版社, 2001.

浙江区域经济增长的收敛性检验 篇5

自上世纪80年代中期开始，收敛(convergence，有的译为趋同)的概念已成为经济增长理论中的主要概念。较早是出现在新古典增长理论中。新古典增长模型认为，贫穷的国家或地区往往比富裕的国家或地区有更高的增长率。也就是说，随着经济的不断发展，所有的国家或地区都将收敛于相同的经济水平，从而达到趋同的状态。在威廉姆逊(1965)倒“U”理论中，他利用24个国家1940-l961年间的时间序列数据和横截面数据资料，将其按照收入水平的高低分为七组，然后计算了各组国家人均收入水平的区际不平等程度。结果表明，随着收入水平的提高，区际不平等程度大致呈现出先扩大后缩小的倒“U”型变化。因此，虽然经济发展初期区域增长是不平衡的，区际人均收入水平是扩大的，但从长期来看，区域增长趋向均衡，区际人均收入具有收敛性，是趋同的。

关于我国区域经济增长也有不少的学者进行了不同程度的实证研究。Jian et al. (1996) ，魏后凯(1997), zhang et al. (2001) 等学者利用了20世纪50年代初以来各省份的人均GDP或人均收入数据，对我国建国以来区域经济的收敛性作了计量分析，得出了类似的结论：我国区域经济的收敛经历了一定的波动，并具有明显的阶段性。蔡昉、都阳(2000)，沈坤荣、马俊(2002)，彭国华(2005)，陈安平、李国平(2004)等学者认为我国各省份或三大地带经济或多或少存在着某种收敛，但是郭朝先(2006)研究得出截然不同的结论，他利用1993-2004年人均GDP的数据分析得出，我国三大经济地带内部并没有出现大家通常所认为的“俱乐部收敛”，各地带内部省份之间的经济差距仍然在演变发展之中。

另外还有一些学者对我国一省(市)经济进行了研究分析。丁华(1998)、王启仿(2003, 2004)就江苏省经济的状况进行了探讨，发现在某一时间段存在一定的收敛。沈大庆、王瑞强、易楠(2008)将北京市18个区县划分为4个经济区进行研究分析得出，北京市区域经济增长不存在σ-收敛，同时也不存在β-绝对收敛，但存在β-条件收敛。

我国地域辽阔，各省市在地理环境、产业结构、自然资源和人力资源等方面都存在很大差异，外加上各个时期的政府实施的政策各不相同;浙江省作为我国东部沿海地区，于改革开放后迅速发展，现已经成为我国最为发达的省份之一，对我国整个经济有着不可忽视的影响。2007年，浙江省GDP为18700.44亿元，占全国比重的7.4%，人均GDP到达37411元，两者都居全国第四位，出口总额为1282.6亿美元，占全国10.5%的比例，居全国第三位(如表1所示)。浙江省在2004年就已成为继广东、江苏、山东之后全国第四个经济总量突破万亿元的经济富省。而在1978-2007这三十年间，浙江省经济增长是怎样的一个演变过程，其演变的主要因素又有哪些等一系列的问题都值得我们去研究和探索。本文就浙江省的人均GDP，对其11个区域进行σ-收敛和β-收敛检验，最后对其四大地区(浙北、浙东北、浙东南和浙西南)的俱乐部收敛进行检验，看其是否存在俱乐部收敛。

注: (1) 数据来源于《2008中国统计年鉴》, 《2008浙江统计年鉴》; (2) *表示浙江省人均GDP是全国的197.6%。

2 方法与数据的来源

区域经济增长收敛有三种假说：(1)σ-收敛：指不同经济系统间人均收入的离差随时间的推移而趋于下降;(2)β-收敛：指初期人均产出水平较低的经济系统趋于在人均产出增长率、人均资本增长率等人均项目上比初期人均产出水平较高的经济系统以更快的速度增长，即不同经济系统间的人均产出增长率于初始人均产出水平负相关;(3)俱乐部收敛(club convergence，有的译为群体趋同)：指在具有相同的人力资本、市场开放度、区位等结构特征的经济地区间存在着一定的增长收敛趋势。对于三种收敛的检验方法，在众多学者中已达成较为一致的认识。

2.1 σ-收敛

在对区域经济增长的收敛性研究中，σ-收敛性的检验方程为：

式中，yit表示第i个经济在时间t的人均GDP的数值;σt2为n个经济的人均GDP对数在t期的方差，σt为标准差。如果σt随着时间t变小，即，当σt+1<σt时，说明这n个经济群体间存在σ-收敛性，相反，则不存在σ-收敛性。

2.2 β-收敛

在对区域经济增长的收敛性研究中，当一个较为贫穷的经济比一个较为富裕的经济增长得更快时，那么，贫穷经济的人均收入水平将赶上富裕经济，这样的收敛性称为β-收敛性，用yit表示第i个经济在t时期的人均GDP, yit从基期0到第t期内的年平均增长率为gi (t) =1/t*ln (yit/yi0) ，由n个经济的统计数据回归方程：gi (t) =a+b*lnyi0+μ，如果参数b的估计值为负，就说明较小yi0的经济有较大的gi (t) ，贫穷的经济比富裕的经济有更快的经济增长，就称这n个经济间呈现β收敛性，且b的绝对值越大，表明收敛越强，其收敛速率为。

2.3 对区域经济增长的收敛性研究中, 俱乐部收敛的检验以萨拉-伊-马丁 (Sala-i-Martin, 1996) 的模型为基础, 其检验方程为:

式中，γi, t为末期第t年i区域的真实人均GDP增长率;yi, 0为基期i区域的人均GDP水平;α1为常数项;α2为待估参数;εi, t为随机扰动项。如果α2为正值，就称这n个区域间呈现俱乐部收敛，若α2为负值，则表明n个区域间趋于发散。

2.4 数据的来源

本文采用的统计数据来自浙江省统计局所编的《新浙江五十年统计资料汇编》和《浙江统计年鉴》(2000-2008年间)。从1978年至1998年间各区域的人均GDP直接取自《新浙江五十年统计资料汇编》, 而1999年至2007年间的数据源自这些年份的统计年鉴，人均GDP是采用不变价格进行计算(1978年=100) 。

3 实证分析

本文利用1978年—2007年的人均GDP数据分析了浙江省11个区域之间经济差距的动态趋势，主要是对这11个区域的σ-收敛、β-收敛和其四大地带的俱乐部收敛的存在性进行检验。

3.1 σ-收敛检验

1978-2007年，浙江省11个区域人均GDP对数值的标准差σt的变化趋势总体上呈现先升后降，存在一定的σ-收敛。具体而言，1978-1989年，区域人均GDP的离差σt从0.33上升到0.37，这表明在这一时期，总体上不存在σ-收敛，但在1980-1983期间，区域人均GDP的离差σt从0.33下降到0.31，说明在这一较短期间内存在σ-收敛;1989-1993年，区域人均GDP的离差σt基本保持在0.37左右，维持着相对稳定的状态;1993-2007年，区域人均GDP的离差总体上是下降的，σt从0.37下降到0.25，说明存在σ-收敛格局。

3.2 β-收敛检验

根据β-收敛检验增长回归方程，对1978-2007年这30年间浙江省区域人均GDP的增长进行回归分析。以样本基期人均GDP的对数值为解释变量，以样本观察期间人均GDP年平均增长率的对数值为因变量，利用SPPS软件进行回归分析得出结果如表2。

注:1978-1990年期间的检验表明不存在绝对β-收敛且回归结果不理想, 故在此未列出其结果

1978-2007年，浙江省区域人均GDP增长大回归模型中收敛系数b估计值为-0.018，统计量t在95%水平上显著，为2.674, R2为0.443，即回归方程的拟合程度较好。即表明，1978-2007年浙江省区域人均GDP的增长存在绝对β-收敛，且以2.54%的速度收敛。

为进一步确认上面结果，将样本按一定规律分隔，分成14个子时期进行考察，在这14个子时期中，除1978-1990年(回归模型不理想且明显不存在绝对β-收敛，故未列出)和1985-1990年(回归收敛系数β的估计值是正值，为0.013，不存在绝对β-收敛)这两个子时期之外，其余的回归收敛系数β的估计值均为负值，且回归模型的拟合程度也较好，即验证了浙江省区域人均GDP的增长存在绝对β-收敛的结论。

从表2可以发现，在1990-2007年、1995-2007和2000-2007年这三个子时期中，浙江省区域人均GDP增长的收敛速率较高，均超过2%(中国东部地区收敛速率约为2%)，且逐个增加，分别为3.1%、4%、5.1%，这从侧面反映出近十几年以来浙江省区域人均GDP增长的收敛速率有逐年增强的趋势;1985-1990年，浙江省区域人均GDP增长大回归模型中收敛系数b估计值是正值，为0.013，表明在这一期间不存在绝对β-收敛;在1978-1985年间，收敛系数b估计值为负值(-0.006)，即存在绝对β-收敛，收敛程度较弱, 但其t值并十分显著，回归模型的拟合度也较不理想，故并不能说明其存在收敛性。

3.3 俱乐部收敛检验

通过对浙江省区域经济增长进行σ-收敛和β-收敛这两种检验，发现总体上都存在着这两种收敛，但是否存在俱乐部收敛还有待进一步证实。对此，我们根据相关地理因素将浙江省分成了四个地区，即浙北、浙东北、浙东南、浙西南，其中浙北地区包括杭州、嘉兴和湖州的共13个县市，浙东北地区包括绍兴、宁波和舟山的12个县市，浙东南地区包括金华、台州和温州的19个县市，浙西南地区包括丽水和衢州的12个县市，并对四个地区内部的人均GDP(按不变价格计算，1978=100)进行实证检验，按照上述检验方程得出结果如表3。

从表3中可看出，1978-2007年，浙北和浙西南这两个地区内部的系数为正值，分别为0.153、0.443，但t值很不显著，故并不能说明这两地区内部在此期间存在俱乐部收敛;而浙东北和浙东南地区内部的系数都为负值，t值分别在60%和40%水平上才显著，所以也不存在俱乐部收敛。

1978-1985年，浙北、浙东北和浙西南内部的系数α2都是负值，分别为-0.429、-0.787和-0.465，且t值在不同水平上显著，回归模型拟合度较好，故这三地区内部在此期间并不存在俱乐部收敛，而浙东南内部的系数α2大于零，为0.403，且t值在80%水平上显著，这表明浙东南内部在1978-1985年间存在俱乐部收敛。

1985-1990年，浙北内部的系数α2大于零，为0.224, t值为1.599，在80%水平上显著;浙东南内部的系数α2虽大于零，但其t值不显著，回归模型的拟合度也不理想;浙东北和浙西南内部的系数α2都小于零，分别为-0.268、-0.195，且t值在不同水平上显著。这表明1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收敛，浙东南内部不存在明显的俱乐部收敛，浙东北和浙西南内部并不存在俱乐部收敛。

1990-2007年，浙北内部不存在俱乐部收敛，且回归模型不理想;浙东南内部的系数α2小于零，为-1.166, t值在90%水平上显著;浙东北和浙西南内部的系数α2都大于零，且两者的t值在不同水平下显著，回归模型的拟合度较好。这表明在1990-2007年浙北和浙东南内部不存在俱乐部收敛，但浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。

综上分析可知，1978-2007年，四大地区内部虽在总体上都不存在俱乐部收敛，但各个地区内部在某一时段总存在俱乐部收敛。具体来看就是，1978-1985年，浙东南内部存在俱乐部收;1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收;1990-2007年，浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。

4 结论

本文以1978-2007年浙江省11区域的人均GDP数据为研究对象，对其真实人均GDP增长建立回归模型，实证分析了其经济增长收敛性的存在性，得出实证结果表明：(1) 1978-2007年，浙江区域人均GDP增长在总体上存在一定的σ-收敛，存在绝对β-收敛，且以2.54%的速度收敛，但1978-1990年，既不存在σ-收敛，也不存在绝对β-收敛。(2) 1978-2007年，浙北、浙东北、浙东南和浙西南四大地区内部都没有显示存在俱乐部收敛的趋势，1978-1985年，浙东南内部存在俱乐部收;1985-1990年，浙北内部存在俱乐部收;1990-2007年，浙东北和浙西南内部存在俱乐部收敛。(3)自20世纪90年代初期以来，浙江区域经济整体上呈现明显的收敛趋势，且收敛速度在加快;但在浙北和浙东南地区内部有发散的趋势，而浙东北和浙西南内部则呈现收敛趋势，说明在浙北和浙东南两地区内部县市的穷富差距加大，且其人均GDP增长的差距也较大，而浙东北和浙西南两地内部县市的穷富程度则趋向一致。

摘要：本文根据区域经济收敛理论的基本假定, 利用统计计量模型, 对浙江省1978-2007年11个区域的人均GDP进行收敛性检验。实证表明, 1978-2007年, 浙江区域人均GDP增长在总体上存在σ-收敛和绝对β-收敛, 但浙北、浙东北、浙东南和浙西南内部并不存在俱乐部收敛的趋势。

镍铁渣安定性检验方法及评定依据 篇6

改革开放以来, 我国经济持续快速增长, 各项建设取得了巨大成就。与此同时, 也付出了资源和环境代价, 经济发展与资源环境的矛盾日益突出。混凝土是建筑工程中使用量最大、使用范围最广的工程材料, 2013年、2014年混凝土年产量分别为21.96、15.5亿m3, 同比增长了18.77%、11.89%, 因此需要消耗大量的原材料。镍铁渣是一种工业固体废弃物, 大量堆积, 不易处理, 还容易引起环境问题, 将镍铁渣在混凝土中资源化再利用是解决这一矛盾的有效途径。在混凝土生产中, 将镍铁渣用作混凝土集料, 可以极大地节约碎石、河砂等不可再生资源, 降低生产成本, 变废为宝, 具有良好的经济效益与社会效益[1~2]。

然而, 镍铁渣中Mg O含量较高, 还存在不安定成分, 若镍铁渣安定性不良会使混凝土结构产生膨胀、开裂, 降低建筑物的外观质量和承载能力, 甚至引起严重的事故, 成为潜在的隐患[3~4]。因此, 将镍铁渣替代砂石在混凝土中用作粗细集料, 需要检测在混凝土中的体积安定性, 检验合格后方能使用[5~7]。但是目前关于骨料的安定性检测和评价方法都处于研究阶段, 尚无公认的标准检测方法[8~9]。本试验研究泰州地区镍铁渣, 根据镍铁渣在混凝土中用作细集料和粗集料, 分别采用压蒸法和80℃水养护法来判断使用镍铁渣混凝土体积安定性, 达到快速检测其安定性的目的, 为在混凝土中的推广应用提供理论依据。

2 试验原材料与方法

2.1 试验原材料

镍铁渣取自泰州地区, 人工破碎后筛分为0~5mm、5~16mm、16~31.5mm级配。镍铁渣的化学组成主要为Si O2和Mg O, 其次为Ca O、Al2O3、Fe2O3, 如表1所示。

水泥取自泰州杨湾海螺水泥有限责任公司, 标号为P·Ⅱ52.5, 安定性合格。

粉煤灰取自国电泰州发电有限公司, 为Ⅱ级粉煤灰。

赣江天然砂, 级配区Ⅱ区, 细度模数为2.6。

湖北碎石, 经筛分为5~16mm、16~31.5mm级配, 密度为2630kg/m3。

外加剂是常州武进礼宝脂肪族高效减水剂, 固含量是33%。

使用试验室自来水, 符合JGJ 63-2006《混凝土用水标准》要求。

2.2 试验方法

2.2.1 镍铁渣替代砂

若镍铁渣代替砂, 采用压蒸法检测水泥砂浆的方法测试安定性。水泥砂浆的配合比为水泥:镍铁渣:水=1:3:0.5。按照GB/T 17671-1999《水泥胶砂强度检验方法》制备镍铁渣替代砂成型镍铁渣试样6块。放入 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的恒温恒湿养护箱中养护24h后脱模, 编号后, 养护至28d。将其中3个试样放置于压蒸釜内, 按照GB750-1992《水泥压蒸安定性试验方法》进行高温高压处理。

取出压蒸釜内3个试样后先观察是否有膨胀弯曲或裂纹, 然后按照GB/T 17671-1999《水泥胶砂强度检验方法》进行抗折强度和抗压强度试验, 得到抗折强度和抗压强度 (R) 。同时, 测试未经压蒸的3个试件的抗折强度和抗压强度 (R0) 。

2.2.2 镍铁渣替代碎石

若镍铁渣代替碎石, 使用80℃水养护法检测混凝土试样的方法测试安定性。用0~5mm镍铁渣 (通过研磨制备细度模数为2.6) 作为砂, 采用5~16mm和16~31.5mm的镍铁渣作碎石, 制备镍铁渣混凝土试样。选取细度模数为2.6的天然河砂和5~31.5mm天然碎石制备对比混凝土试样。按C30配制混凝土, 混凝土配合比为水泥:粉煤灰:镍铁渣砂:镍铁渣石:水:外加剂=190:130:870:1050:150:6.4, 使混凝土坍落度为70mm。

采用100mm×100mm×400mm试样, 试样成型后在 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的养护室中养护24h后脱模, 拆模后在 (20±2) ℃环境下用比长仪测试试样初始长度。试件在 (20±1) ℃、相对湿度95%以上的养护室中养护7d后在80℃水中养护。试样测试龄期为1d、3d、7d、28d、56d, 直至变形稳定为止。试件养护结束后检测试样的微观结构, 并按照GB50081-2002《普通混凝土力学性能试验方法标准》进行劈裂抗拉强度测定。

3 试验结果与分析讨论

3.1 镍铁渣用作细集料安定性检测

采用压蒸法在高温、高压条件下, 使各组分的反应速率明显加快, 镍铁渣中安定性不良的组分也能够在早期发生反应, 从而使试样产生膨胀、开裂、变形, 由此可以快速、定性地判断砂浆体积安定性。另外, 计算经压蒸试样与未经压蒸试件的强度比:Pr=R/R0×100%, 还可以定量判断安定性, 当强度比大于95%时, 认为体积安定性合格。

按照2.2.1试验方法制备镍铁渣砂浆试样两组, 然后进行压蒸试验, 观察试样外观形貌, 并进行抗压强度、抗折强度检测。试样抗压强度比和抗折强度比见表2。

压蒸试验结果显示, 压蒸后镍铁渣砂浆试件完好, 未发生开裂, 没有膨胀或弯曲。在压蒸试验中, 虽然f-Ca O、方镁石等安定性不良组分在较短的时间内绝大部分水化, 水化生成Ca (OH) 2、Mg (OH) 2等体积膨胀产物, 但是破坏作用相对较弱, 不足以使结构造成破坏。从表3.1可以看出, 由镍铁渣制备的砂浆的抗折强度比分别为104%和105%, 抗压强度比分别为102%和103%, 均大于95%。在压蒸过程中, 未水化矿物继续水化密实, 镍铁渣对强度无不利影响, 强度比都大于95%。所以, 镍铁渣的安定性合格。

3.2 镍铁渣用作粗集料安定性检测

当镍铁渣替代碎石在混凝土中用作粗集料, 采用80℃水养护法测试混凝土试样膨胀率、劈裂抗拉强度保持率判定安定性。按照膨胀率小于等于0.040%、劈裂抗拉强度保持率 (与对比混凝土比) 不小于90%、混凝土中无微裂纹作为混凝土体积安定性评定标准。

按照2.2.2试样方法将镍铁渣掺入混凝土中制备两组试样, 并制备对比天然砂石混凝土试样。镍铁渣混凝土试样、天然砂石混凝土试样养护至混凝土膨胀率稳定结束后进行劈裂抗拉强度测定, 并检测试件的微观结构。结果如表3所示。

混凝土试件在80℃水中养护56d后膨胀趋于稳定, 混凝土表面没有显现微裂纹。由镍铁渣配制的混凝土膨胀率分别为0.009%和0.008%, 均小于0.040%。混凝土劈裂抗拉强度保持率分别为102%和103%, 均大于90%。分析原因为镍铁渣中安定性不良组分造成的膨胀应力小于混凝土的劈裂抗拉强度, 不足以使混凝土微观结构产生破坏。因此, 镍铁渣混凝土的安定性判定合格。

4 结论

⑴镍铁渣代替砂用作混凝土细集料, 采用压蒸法检测镍铁渣砂浆的形变、抗压强度比及抗折强度比可以判定安定性是否合格。镍铁渣替代碎石用作混凝土粗集料, 通过80℃水养护法检测镍铁渣混凝土的膨胀率、混凝土劈裂抗拉强度保持率以及是否产生微裂纹作为评定安定性合格的依据。

⑵镍铁渣替代砂制备的镍铁渣砂浆经过压蒸法试验, 砂浆没有开裂及变形, 抗折强度比和抗压强度比达到104%和102%, 均大于95%, 镍铁渣的安定性合格。

(3) 镍铁渣替代碎石制备镍铁渣混凝土, 通过80℃水中养护法检测镍铁渣混凝土无微裂纹产生, 膨胀率为0.009%, 小于0.040%;劈裂抗拉强度保持率达到102%, 大于90%, 镍铁渣的安定性合格。

摘要：镍铁渣是一种大宗工业固体废弃物, 可以将其回收再利用, 用作混凝土粗细集料。镍铁渣中含有方镁石, 存在潜在体积安定性疑问, 故正确对其检验及合理评定是决定镍铁渣能否在混凝土中应用的前提。当镍铁渣替代砂用作细集料时, 采用压蒸法检测镍铁渣砂浆没有开裂及变形, 抗折强度比和抗压强度比达到104%和102%, 均大于95%, 安定性合格。镍铁渣替代碎石应用为粗集料时, 通过80℃水养护法检测镍铁渣混凝土无微裂纹产生, 膨胀率为0.009%, 小于0.040%;劈裂抗拉强度保持率达到102%, 大于90%, 安定性合格。

关键词：镍铁渣,混凝土,安定性

参考文献

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两种内生性检验方法的等价性 篇7

关键词：内生性检验,工具变量,豪斯曼检验

0 引言

内生性检验是计量经济学的核心内容之一,对解释变量的内生性检验有各种不同的方法。主要有两种方法,其一是Jeffrey M.Wooldridge[1]的方法:在结构型方程中加入残差(内生变量在工具变量上的投影后的残差),其二是William H.Greene[2]的方法:在结构型方程中加入拟合值(内生变量在工具变量上的投影)。于是,很自然的问题产生了:在内生性检验时,到底是在结构型方程中加入拟合值还是残差?答案是都可以,二者本质上是等价的。本文考虑一个内生解释变量情况下的内生性检验,首先给出证明,然后用具体的例子进行解释。

1 模型

考虑线性回归模型y=Xβ+ε=X1β1+X2β2+ε(1),称(1)式为结构型方程(structural equation),其中y为n×1的向量,X1是n×k1的矩阵,X2是n×1的向量,X1是外生变量(即E(X1′ε)=0,表示X1与误差项ε不相关)。

检验X2是否为内生变量(即检验X2是否与ε相关)?

当存在内生性时,为了得到一致(consistent)估计量,可以采用工具变量(instrumental variables)的方法,设W2为X2的工具变量,W2是n×k2的向量,k2≥1。由于X1外生变量,故将X1看作自己的工具变量。由于内生性检验方法涉及X2诱导型(reduced form)方程,其形式如下:X2=X1π1+W2π2+u(解释变量要含所有的工具变量,其中含X1)令π1和π2是系数,则X2=X1π1+W2π2+u=Zπ+u(2)估计(2)式,得到u的估计值残差其中P=Z(Z′Z)-1Z′,M=I-P=I-Z(Z′Z)-1Z′。

2 内生性检验的两种方法

方法一:Jeffrey M.Wooldridge[1]基于豪斯曼检验(Hausman test)的思想提出了用回归的方法检验内生性,方法如下:根据(2)式,由于X1和W2都是外生变量,要检验X2与ε是否相关等价于检验u与ε是否相关。写成ε=ρu+e(3),其中u和e不相关。因此检验u与ε是否相关等价于检验ρ是否等于0。

检验ρ=0的具体方法是将(3)式代入到(1)式中,得到:

对(4)式中ρ=0做t检验。由于u未知,故用u的估计值代替,其中通过估计(2)式得到。简而言之,首先估计诱导型(reduced form)方程(2)式X2=X1π1+Wπ2+u,得到残差然后将残差看作新的解释变量添加到结构型方程(1)式,从而估计

对(5)式中ρ=0进行t检验。若前的系数显著不为0,认为存在内生性。

方法二:William H.Greene[2]提出的内生性检验方法:先估计诱导型方程X2=X1π1+Wπ2+u,得到X2的拟合值(方法一采用的是残差);然后将拟合值看作新的解释变量添加到结构型方程,估计

对前的系数进行t检验。若前的系数显著不为0,认为存在内生性。

3 两种检验方法的等价性

定理:式(5)中H0∶ρ=0的t检验等价于检验式(6)中γ=0的t检验。

证明:证明的过程可以分为三步:首先证明接着证明最后得出tρ=-tγ。

第一步:为了书写简洁,记X=(X1X2),MX=I-X(X′X)-1X′,易知MXX2=0。

根据式(5),y关于回归,得到ρ的估计值

根据式(6),y关于回归,得到γ的估计值

根据式(2),是x2关于x1,w2回归得到的残差和拟合值,故有

因此估计(5)式中的误差项v的估计值可以通过估计式(7)中的误差项v得到,即就是y关于x1,x2,回归的残差。

根据(6)式,(6)式中的误差项μ的估计值也是y关于x1,x2,回归的残差。

因此式(5)中的ρ=0的t检验等价于式(6)中的γ=0的t检验。

此外,比较式(7)和式(6),可以得到相应解释变量的系数关系如下:

4 例子

考虑用实际的例子来说明两种内生性检验方法的等价性,采用Jeffrey M.Wooldridge[1]中的例题6.1,考虑劳动力市场上已婚工作妇女的教育回报率,数据来自mroz(1987)[3]的数据库,样本容量n=428。模型如下:

log(wage)=β0+β1educ+β2exper+β3exper2+u,其中工作经验exper是外生变量,教育educ被怀疑为内生变量,将父亲的教育fathereduc、母亲的教育mothereduc和丈夫的教育huseduc作为educ的工具变量。

方法一:首先将内生变量educ关于所有的外生变量exper、exper2、fathereduc、mothereduc、huseduc回归,得到残差项u赞;将残差作为解释变量添加到结构型方程,估计该方程得到如下结果:(为了简洁,回归输出结果均取3位有效数字)

方法二:首先将内生变量educ关于所有的外生变量exper、exper2、fathereduc、mothereduc和huseduc回归,得到educ的拟合值将拟合值作为解释变量添加到结构型方程,估计该方程得到的回归方程如下:

比较以上两个回归的结果,发现方法一中残差前的系数估计值为0.0472与方法二中拟合值前的系数估计值为-0.0472刚好互为相反数;而且它们的标准误相等,均为0.0286;t统计量为(或-1.65)。因此对于educ的内生性检验,方法一与方法二完全等价。t统计量所对应的P值为0.099,若给定显著性水平α=10%,则可以认为educ为内生变量,此时若用普通最小二乘法(OLS)得到的估计值是不一致的,应该用工具变量(IV)的方法估计。

此外,两种方法中的外生变量exper、exper2的系数估计值和标准误都相等。方法二中的educ前的系数估计值0.1275808刚好等于方法一中educ前的系数估计值0.0803918与残差前系数估计值0.047189之和,即0.1275808=0.0803918+0.047189。虽然二者对于内生性检验本质上是等价的,但是建议采用方法一进行内生性检验,因为此方法除了内生变量前面的系数外,其它系数估计值恰好是工具变量方法估计的系数,此结论可以参考Jeffrey M.Wooldridge[1]第五章。

参考文献

[1]Jeffrey M.Wooldridge.Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data[M].Second Edition.MIT Press.2nd Edition,2010.

[2]William H.Greene.Econometric Analysis[M].5th Edition.Prentice Hall,2003.