面板模型分析（精选12篇）
面板模型分析 篇1
一、文献综述
(一) 劳动就业弹性的文献回顾
蔡昉、都阳和高文书 (2004) 认为, 20世纪90年代以来, 中国主要依靠民营企业、非正规经济以及逐渐发展的劳动力市场机制来实现就业增长 (蔡昉, 2004) 。中央于1998年开始施行的扩张性财政政策和货币政策, 虽然推动了经济增长, 但是由于投资领域大多为吸纳就业能力较低的公共事业、农林水利等基建行业, 所以并没有显著地推动就业;同时, 大型国有企业较民营企业更易得到贷款, 对于这些国有企业而言, 资本价格相对较低, 使得其在创造产值的过程中倾向于用资本替代劳动, 因而产值的增长未能使就业随之相应地增长。【1】方明月、聂辉华、江艇和谭松涛 (2010) 的关于中国工业企业就业弹性的文献, 运用动态面板方法分别估计了外资、民营、集体及国有企业的就业弹性。其研究结果表明:从短期来看, 港澳台和外资企业的就业弹性最高, 私营和集体企业居中, 国有和其他企业最低;从长期来看, 港澳台、外资和私营企业的就业弹性与国有和集体企业相比依然较高, 因此, 为解决就业难的问题, 政府应当支持劳动密集型行业的发展, 从政策上鼓励对民营企业的投资。【2】此外, 简新华和余江 (2007) 在增加了冗员因素之后对我国就业弹性进行了重新估计, 研究结果显示, 如果考虑到公有制企业的冗员状况, 中国20世纪80年代末至90年代初的就业人数大于实际就业机会, 经济增长拉动就业的能力被高估, 而20世纪90年代末的国有企业改革使大量隐性就业的员工“下岗”失业, 因而该时期新增就业人数低于实际创造的就业机会, 就业弹性被低估。从冗员的角度考虑, “1995年之后中国GDP对就业的拉动能力并没有下降”。【3】
(二) 企业生产函数的文献回顾
国内外对生产函数的估计文献众多, 其中最关键的技术环节为对资本存量的估计。张军 (2003) 从“基年 (1952年) 资本存量的确定、固定资产投资价格指数的确定、对当年投资的取舍、对折旧的处理方法和关于人力资本存量的测算”五个方面详细讨论了测算我国资本存量可能存在的问题, 并用固定资产投资价格指数对资本存量进行价格调整, 估计了我国各省1958年的资本存量。【4】郭玉清 (2006) 运用永续盘存法系统分析了中国总量生产函数, 对总量生产函数进行技术修正后, 得出人均资本存量与人均产出之间的关系, 结果表明, “中国经济并没有达到资本饱和, 因此政府在鼓励居民消费、拉动内需的同时也应当合理引导民间投资的增加, 实现经济稳定内生增长”;郭玉清 (2006) 还认为, 1980—2005年中国总量函数的最佳拟合形式是柯布—道格拉斯函数形式, 这对本文的总量生产函数的选择提供了理论和实证的依据。【5】范九利、白暴力、潘泉 (2004) 应用柯布—道格拉斯生产函数, 分析我国1981年至2001年基础设施资本对经济增长的产出弹性, 结果表明, “包含基础设施要素的总量生产函数规模报酬显著递增”。【6】曹吉云 (2007) 将柯布—道格拉斯生产函数与索罗余值法相结合, 对我国企业生产函数进行实证估计, 得出我国总量生产函数规模报酬不变的结论, 并分析了技术进步对我国生产函数的影响。【7】马赞甫、刘妍珺 (2010) 认为, 用常用的参数或非参数方法估计技术状况的方法存在种种缺陷, 因而提出了一种基于数据包络分析的估计生产函数的方法, 并以柯布—道格拉斯为例具体描述了数据包络分析方法的步骤与优越性。【8】
二、劳动就业弹性的测算
(一) 就业弹性模型
由于我国劳动力市场化改革时间较短, 单一的时间序列数据估计就业弹性准确性较差;尤其是非公有制经济体的就业岗位数统计工作从1999年起步, 无法满足时间序列数据样本充分性的要求, 所以运用传统的时间序列模型无法准确估计出分部门的就业弹性。因此本文运用面板模型综合我国31个省 (除港澳台) 的实际GDP增长率和单位就业人数变化率的数据对公有制企业与非公有制企业的就业弹性进行估计, 以增加样本数量和模型估计的准确性。本文选取标准的就业弹性估计方程构造省际面板模型, 分别运用各省总体就业岗位变化率、国有企业以及集体所有制企业就业岗位变化率和非公有制经济就业岗位变化率和该省实际GDP增长率进行拟合, 方程如下:
其中, (1) dlocal GDP:经GDP平减指数调整后的省GDP增长率; (2) dt L:在岗职工平均人数年变化率; (3) dp L:公有制企业在岗职工平均人数年变化率; (4) dpr L:非公有制企业在岗职工平均人数年变化率; (5) i=1, …, 31;t=2000, …, 2010。
方程 (1) 、 (2) 、 (3) 分别用来估计岗位人数相对于省实际GDP增长率的弹性, 代表每1%的省实际GDP变化率能够引起的就业岗位变化的百分比。方程 (1) 用来描述各省内全部就业岗位对各省实际GDP的弹性, 方程 (2) 用来描述各省内国有企业与集体所有制企业岗位数对各省实际GDP的弹性, 方程 (3) 用来描述各省非公有制企业岗位数对各省实际GDP的弹性, 系数β1、β1’、β1’’分别代表这三种弹性的大小。然而, 不同省份的人口、地理区位、自然禀赋等有着很大差异, 就业岗位的变化仍然有很大一部分受各省间其他因素的影响, 因此各省份之间的差异不是随机的, 即我们有充分的理由认为各面板的截距项也不是随机的, 各面板间的效应固定, 表示在模型中就是β0、β0’、β0’’三个常数项, 分别代表了不同省份除GDP以外的因素对就业岗位的影响。
(二) 两部门就业弹性的比较与分析
运用固定效应模型对方程 (1) 、 (2) 、 (3) 分别进行估计, 结果如表1所示。根据表1回归的结果, 全部岗位数量对GDP的弹性约为0.28, 并且在99%的置信区间内显著, 意味着GDP每提升一个百分点, 全部岗位数量提高0.28个百分点。这也就是说, 随着经济的增长, 就业也相应地增长。在99%的置信区间内, 公有制企业岗位数量对GDP的弹性约为0.21, 即GDP每提升一个百分点, 公有制企业岗位数量提高约0.21个百分点, 意味着GDP增长对公有制企业岗位数量的促进作用不及对全部企业的促进作用大。考虑到公有制企业往往集中在能源、通信、基础设施建设等关系到国家命脉的大型资本密集行业, 对劳动力的需求较少, 而其他企业多集中在服务业等劳动力密集行业, 对劳动力需求高, 因此公有制企业对就业拉动的效果不及非公有制企业是合理的, 大力发展公有制经济对促进就业的效果较差。最后, 非公有制企业的岗位数量对GDP的弹性约为0.015, 大大低于公有制企业, 但是这一弹性系数的显著性很差, t值无法通过显著性检验, 因此非公有制企业的岗位创造和GDP的关系并不显著。笔者认为, 造成这一现象的主要原因是, 非公有制企业就业岗位创造能力和政策及制度因素相关性更高。目前我国正处于从计划经济向市场经济过渡的过程中, 20世纪90年代末以来国企改制和市场经济制度建设逐步进行, 东西部经济发展不均衡, 在经济制度改革过程中, 公有制企业释放出大量劳动力和其他生产要素, 资源重新在市场力量的主导下进行配置, 非公有制企业岗位数量在这十年间有了爆炸式的增长, 并且在东西部省份分布不均, 造成了GDP对非公有制企业岗位数量的解释能力低下。
为了更加深入地探讨我国公有制企业与非公有制企业的就业岗位创造能力, 本文将对两部门生产函数分别进行估计。
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
三、企业生产函数的估计
(一) 样本数据的说明
借鉴张军 (2003) 所测算出的我国分省资本存量数据, 【9】以2000年为基期年份, 运用GDP平减指数作为资本产品的通货膨胀指数, 将资本价格转换为当期价格, 假设新增资本为每年固定资本完成额减折旧 (本文假设我国资本存量年折旧率为8%) , 得出我国各省从2000年至2010年的资本存量值。假设2000年公有制企业占有80%的资本存量, 考虑到我国上个世纪末的国有企业改革, 非公有制经济的蓬勃发展始于本世纪初, 这一假设具备一定的合理性;分省的公有制企业总产出为各省国有及集体企业销售额加当期产成品库存, 由于数据的可得性, 在产品的数据并不包括在内, 可能对产值存在一定的低估, 本文只是做一个生产函数的估算以体现公有制企业和非公有制企业对就业的影响, 因此一定的低估是可以接受的;各省非公有制企业的产值用本省的GDP减去公有制企业的产出得出。
(二) 两部门生产函数的估计
运用对数型柯布—道格拉斯生产函数估计我国公有制企业及非公有制企业的生产函数:
(4) 式中, Y为总产出, 用GDP或者工业产值的实际值代表;L为总劳动力人数, 用就业人数代表;K为资本存量;A是技术因素。本文重点研究劳动力和资本的替代关系, 且选取的面板截面较大, 时间序列较短, 忽略这10年间的技术进步, 根据 (4) 式的模型构造改进的面板数据生产函数模型:
运用面板数据对 (5) 式进行估计, 得出产出对劳动力和资本弹性的估计值。为了验证估计值的可靠性, 本文将测算估计系数对折旧系数的敏感性。
1. 生产函数的估计。
分别用公有制企业和非公有制企业的数据估计各自的生产函数, 结果如表2。根据表2, 在99%置信区间下, 公有制企业生产函数的劳动力弹性系数约为0.47, 资本存量的弹性系数约为0.59, 生产函数的修正R方为0.766, 解释了约76.6%的产值变动, 由于只考虑了劳动力和资本两个因素对生产函数的影响, 解释力度较低是合理的;非公有制企业生产函数的劳动力弹性系数约为0.12, 而资本存量弹性系数约为0.87, 与公有制企业生产函数类似, 没有考虑其他因素的非公有制企业生产函数修正R方约为0.738, 解释了约73.8%的产值波动。这表明, 非公有制企业资本要素投入对产出的影响明显大于劳动力投入对产出的影响, 而公有制企业资本和劳动的投入对产出的影响差别不大。
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
2. 敏感性测算。
在生产函数的估计中, 本文选取的年资本折旧率为8%。折旧率的估计影响到资本存量的大小, 进而影响劳动力弹性和资本弹性估计的准确性。由于各个行业资产特点不同, 只能大致估计年折旧率。为了考察不同折旧率对生产函数的估计造成的影响, 本文对折旧率进行敏感性分析, 分别估计折旧率为5%、8%、10%、15%时生产函数的系数估计值。表3为对折旧率敏感分析的拟合结果, 是在不同资本折旧率下的劳动力对产出的弹性系数估计值和资本存量对产出的单行系数估计值。伴随折旧率从5%提高至15%, 劳动力弹性系数逐渐减小, 而资本弹性系数逐渐增大, 各系数都在99%的置信区间下显著。折旧率变化10个百分点, 各估计系数变化在正负0.03左右, 且并没有对生产函数的规模报酬性质以及公有制企业和非公有制企业之间对劳动力、资本要素的关系产生根本性的影响, 由此可以得出, 本文的结论对折旧率的选择并不敏感, 因此本文将继续以折旧率为8%对生产函数进行深入分析。
(三) 两部门规模报酬的比较和分析
从规模报酬看, 公有制企业的规模报酬为1.06, 而非公有制企业的规模报酬为0.99 (由表2的数据计算得出) , 因此公有制企业为规模报酬递增企业, 而非公有制企业为规模报酬递减企业。为了进一步检验上述规模报酬的准确性, 本文运用Wald检验对规模报酬进行检验。
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
由表4可得, 根据Wald检验我们可以在99%置信度下拒绝公有制企业的规模报酬为1, 但不能拒绝非公有制企业的规模报酬为1, 只能接受原假设。结合生产函数估计的回归结果得出, 公有制企业的规模报酬为递增, 而非公有制企业的规模报酬不变。两部门企业的生产函数都在1附近, 是符合常理的, 因为如果规模报酬显著大于1, 则企业只需要等比例大幅增加各要素的投入, 就能获得超额的规模收益, 即任何规模的扩大都是有益的;而如果规模报酬显著的小于1, 则企业只要等比例大量减少生产要素的投入即可以获得少量的产出下降, 从而节约了要素的成本, 增加了利润, 那么任何规模的缩小都是有益的。规模报酬在1附近说明模型构造较为合理, 系数是显著且可信的。模型中的国有企业和集体企业规模报酬更高的原因, 可能是公有制企业往往集中在垄断行业, 凭借其垄断地位拥有定价权, 通过追加生产要素的投入就能够获得更大的产出, 而非公有制企业大多处于完全竞争行业, 受市场供求影响, 无法撼动市场价格, 因此规模报酬不变的结果更为合理。
(四) 两部门劳动和资本边际生产率比较与分析
根据生产函数可以推导出, 两部门的劳动边际生产率和资本边际生产率为:
(6) 式与 (7) 式中, 表示劳动边际生产率, 表示资本边际生产率。本文用2010年两部门的资本存量和岗位数量对边际生产率进行计算, 结果见表5。
如表5所示, 2010年我国各省公有制企业平均资本边际产出约为0.15亿元, 经济意义为资本存量增加1亿, 公有制企业产出增加0.15亿元, 远小于非公有制企业平均资本边际产出0.44亿元, 即非公有制企业资本存量每增加1亿元, 非公有制企业产出增加0.44亿元, 而且国有企业和集体所有制企业资本边际产出过低的现象在全国都很普遍, 并没有因为各省的地域分布或经济增长不一致而有任何改变 (见图1) 。根据图1显示, 不论是东北老工业基地、长三角城市圈、西部落后省份, 以及广东沿海地区, 国有企业和集体所有制企业的资本边际产出都大大低于其他所有制企业的资本边际产出, 说明这一现象并不受其他经济因素的干扰。根据边际递减规律, 边际产出随着资本存量的增加而减少。由于资本边际生产率是企业运用资本的机会成本, 因此, 过低的资本边际生产率说明, 公有制企业由于得到贷款较容易, 发债较便利, 过度利用了资本, 从而对劳动力的需求有所减少, 就业岗位创造能力较低。劳动力边际产出方面, 虽然公有制企业资本边际产出较低, 但在劳动力边际产出方面仍然较差。
根据表5显示, 2010年公有制企业劳动力边际产出为7.14亿每万人, 低于非公有制企业的9.96亿每万人, 说明公有制企业在两项生产要素的利用方面都表现较差。然而, 劳动的两部门边际生产率并不如资本两部门边际生产率差距明显, 除了西藏的其他所有制企业的劳动力边际产出极大幅度地超过国有企业和集体所有制企业以外, 其他省份的两部门边际劳动生产率差异并不大 (见图2) 。计算表明, 剔除西藏后, 国有企业和集体所有制企业的边际劳动产出为7.13亿每万人, 而其他所有制企业的边际劳动产出为8.19亿每万人, 其他所有制企业的优势并不大。由此可见, 经过这些年的国企改革, 我国国有企业和集体企业的人员设置已经趋于合理, 有些地区甚至高于其他所有制企业, 但整体上仍然效率较低。众所周知, 公有制企业常常集中在资本密集型的垄断行业, 过于庞大的机构设置和官僚体系作风使得企业运营效率低下, 因此劳动力资源和资本过度向公有制企业集中并不利于我国经济的发展, 这也印证了本文之前得出的公有制企业就业弹性低, 在经济发展过程中就业岗位创造能力较差的结论。此外, 过度发展公有制企业不仅不利于增加就业, 还会影响其他所有制企业对生产要素的获取能力, 进一步挤出资质优良的其他所有制企业, 阻碍就业岗位的创造, 进一步扭曲经济资源的配置。
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
四、结论及政策建议
(一) 就业弹性的结论和政策建议
计量模型的估计结果显示, 我国近10年的就业平均弹性约为0.27, 大于公有制企业的就业弹性0.20, 可见其他所有制企业的就业弹性大于公有制企业。然而, 其他所有制企业的数据在模型中拟合并不显著, 其主要原因在于2000年以来我国经济体制改革和国企改革进展快速, 非公有制企业有了爆发式的发展, 非公有制企业的就业岗位创造能力更多地受制度因素的影响, 受GDP的影响并不显著。这一违背劳动经济学基本原理的现象意味着我国经济体制改革还不完善, 大量的其他所有制企业并不是按照经济形势制定生产发展计划, 而是更多地被政府政策所左右, 这就要求我们政府进一步深化经济改革, 理顺市场关系, 给民营企业创造更合理的经营环境和条件从而创造更多的就业岗位, 解决就业难的问题。
(二) 生产函数的结论和政策建议
根据边际劳动生产率和边际资本生产率的测算, 公有制企业效率显著低于其他所有制企业。虽然低下的效率可能是由于自然垄断的需要造成的, 但更多的还是由于公有制企业自身管理混乱, 权责不明, 法人治理结构缺失, 行政干预多, 市场导向不足等等诸多根源。主要问题在于, 公有制企业资本边际生产率过低, 边际生产率代表了资本的边际成本, 说明公有制企业获得贷款与财政拨款等资源的能力过强, 抢占了太多的资本要素, 与此同时, 非公有制企业资本边际生产率较高, 理应得到更多的贷款或债券发行资源等资本投入要素, 然而国有银行体系和管制的资本市场限制了其他所有制企业得到资源的途径和能力, 使得非公有制企业大部分的产出来自劳动力的贡献, 这一由公有制企业和非公有制企业分割的市场大大限制了公平的市场竞争。即便如此, 过度利用劳动力资源的非公有制企业的劳动边际生产率仍然高于公有制企业。
(三) 企业就业岗位创造能力与大学生就业的政策建议
认清我国企业的就业岗位创造能力, 对大学生职业生涯规划有积极的作用。大学生作为就业的主角, 应当努力转变就业观念, 主动积极地进入非公有制企业工作, 拓宽就业面, 提高就业率。用人单位是大学生就业市场的一个主体, 其对大学生资源管理使用的科学与否, 直接影响到大学生资源配置的合理性和使用的有效性。【10】非公有制企业是解决就业的主力军, 在就业形势严峻的大背景下, 非公有制企业更应承担起应尽的社会责任, 在加快自身发展的同时, 充分挖掘就业岗位, 客观接收大学毕业生, 促进大学生就业。大力发展非公有制经济, 特别是民营企业, 对我国经济的增长和就业的促进有着重大意义;此外, 加速公有制企业整合, 使其逐步退出非自然垄断行业, 可以给予非公有制企业更多的发展空间, 有助于创造更多的岗位, 解决我国大学生就业面临的难题。
资料来源:Wind资讯金融数据库[DB/OL].http://www.wind.com.cn/product/Wind.Data Feed.html.2012-3-29.
摘要：经济体创造就业的能力是关系民生的核心问题。通过运用省际面板数据模型, 预估中国公有制企业和非公有制企业的就业弹性及生产函数。以国有企业和集体所有制企业为主的公有制企业就业弹性小, 规模报酬递增, 资本边际产出低, 劳动力报酬率低, 创造就业岗位能力较差;以民营企业和外资企业为主的非公有制企业就业弹性显著大于公有制企业, 规模报酬基本不变, 资本边际产出高, 劳动规模报酬率高, 创造就业岗位的能力较强。大力发展非公有制经济, 有助于创造更多的岗位, 解决我国大学生就业面临的难题.
关键词：就业岗位创造能力,就业弹性,企业生产函数
参考文献
[1]蔡昉, 都阳, 高文书.就业弹性、自然失业和宏观经济政策——为什么经济增长没有带来显性就业?[J].经济研究, 2004 (9) :18-25
[2]方明月, 聂辉华, 江艇, 谭松涛.中国工业企业就业弹性估计[J].世界经济, 2010 (8) :3-15
[3]简新华, 余江.基于冗员的中国就业弹性估计[J].经济研究, 2007 (6) :131-140
[4]张军, 章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究, 2003 (7) :35-42
[5]郭玉清.资本积累、技术变迁与总量生产函数——基于中国1980-2005年经验数据的分析[J].南开经济研究, 2006 (3) :79-88
[6]范九利, 白暴力, 潘泉.我国基础设施资本对经济增长的影响——用生产函数法估计[J].人文杂志, 2004 (4) :68-74
[7]曹吉云.我国总量生产函数与技术进步贡献率[J].数量经济技术经济研究, 2007 (11) :37-46
[8]马赞甫, 刘妍珺.基于DEA的生产函数估计[J].管理学报, 2010 (8) :1237-1240
[9]张军, 章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究, 2003 (7) :35-42
[10]尹继卫.建立高校毕业生就业长效机制的对策分析[J].中国行政管理, 2010 (8) :88-91
面板模型分析 篇2
二、中小尺寸液晶面板发展走势剖析
三、中小尺寸液晶面板的应用趋势透析
图表目录
图表 5.5代、6、7代、7.5代液晶面板的基板尺寸和最适切割尺寸
图表 2014年四季度-2015年一季度全球各代玻璃地板生产比例示意图
图表 IT用液晶面板价格走势图
图表 32英寸电视用液晶面板价格走势图
图表 2013年全球大尺寸(10寸以上)TFT LCD面板出货
图表 2013年全球大尺寸TFT LCD面板的厂商别出货片数， 市场占有率， 年成长率
图表 2013年全球大尺寸TFT LCD面板的厂商别出货金额， 占有率， 及年成长率
图表 2014年四季度全球大尺寸TFT LCD按原设计规格、按应用领域别出货量 图表 2014年全液晶面板行业现状及发展趋势分析球大尺寸TFT LCD按原设计规格、按应用领域别出货量 图表 2014年按不同应用领域别前三大面板供货商出货量排名
图表 2015年全球大尺寸TFT LCD按原设计规格、按应用领域别出货量c成L率Ay
图表 按不同应用领域别前三大面板供货商Q1’09出货量排名
图表 2013年-2015年大尺寸面板供货量对比变化趋势 图
图表 2015年大尺寸面板出货量与成长率
图表 中国LCD面板生产线投资情况
图表 ―2014年中国液晶电视产量
图表 -2014年中国大尺寸TFT-LCD面板市场需求量及增长率
图表 2014年中国大尺寸TFT-LCD面板应用结构
图表 -2014年中国中小尺寸液晶面板出货量规模及增长
图表 2015年中国中小尺寸液晶面板出货量规模预测
图表 2005-2014年中国LCD驱动IC市场销售额及增长
图表 2014年中国LCD驱动IC市场应用结构
图表 2015年中国LCD驱动芯片市场销售额及增长预测
图表 玻璃基板之主要制程
图表 不同驱动方式之LCD玻璃技术比较
图表 全球LCD玻璃基版产值
图表 2015年第一季全球大尺寸偏光板市占率
图表 我国彩色滤光片企业量产状况一览表
图表 ～2013年中国平板电视市场销售情况
图表 中国最受用户关注的15大液晶电视品牌排名
图表 20中国最受用户关注的15大液晶电视品牌比例分布
图表 2014-2015年度中国最受用户关注的10大液晶电视品牌对比
图表 2014年-2015年中国lcd市场零售规模
图表 2014年-2015年中国液晶电视市场零售量规模
图表 2014年-2015年中国lcd市场品牌竞争状况
图表 T6阵营哑铃型市场格局趋势
图表 2014年中国PC市场销售增长示意图
图表 2014年中国PCs市场产品结构
图表 2015年中国PC市场销售额预测
图表 最近两年ZOL网友对笔记本品牌的关注度变化对比
图表 2015年ZOL网友关注度最高的10款热门机型
图表 2006-2014年中国手机市场销售情况
图表 2014年中国手机市场品牌竞争结构
图表 2014年中国四五级手机市场零售渠道竞争结构
图表 2015年中国手机市场销售情况
图表 2014-2015年中国手机市场销售规模
略??
订阅《中国液晶面板市场调研与发展前景预测报告(2015年)》，报告编号：1513A71
咨询电话：400-612-8668、010-66181099、010-66182099
咨询邮箱：kf@Cir.cn，传真：010-66183099。
面板模型分析 篇3
关键词：面板堆石坝;应力分布;挤压;措施
面板堆石坝大多可就地取材，利用工程开挖石料作为堆石料，降低了工程的投资，是一种比较经济和安全的坝型。但是随着其应用的增加，也出现了不少的问题，比如堆石坝面板发生开裂，对大坝表面的防护体系造成了严重的影响，出现堆石体不均匀下降、抗剪能力下降等问题[1]。本文结合某已建面板堆石坝，分析了面板结构抗裂仿真分析。
一、工程概况
我县某中型水库工程坝顶高程为1284.6m，坝顶宽度8m，最大坝高为82.6m，上游、下游坝坡均为1：1.4。坝体填筑分5个区域，分别为主堆石区、次堆石区、下游堆石区和垫层区，堆石料源为石料场开采及建筑物开挖料。趾板为0.5m的等厚趾板，宽度分为4 m、5m、6m，面板厚度0.3～0.56m，趾板与面板砼标号C25，抗渗标号W8，抗冻标号F100。根据既定方案，工程期限为2年，为最大限度节省工期，大坝堆石体的填筑为一次完成。为了按时完整进度，需要遵循安全渡汛及确保填筑质量为原则，坝体填筑完成并间隙一个月后方开始浇筑混凝土面板。
该流域年平均气温7℃～16℃，1月份气温2℃～5℃，7月份气温23℃～29℃，极端最高、最低气温分别为 37.4℃、-9.8℃。流域内的湿度平均为78%～82%，其中10～12月份的湿度最高，在80%～84%之间。
二、应力分布计算方法及条件
采用接触力学分析方法，对面板与堆石体自检的接触特性进行模拟，其中，面板为独立可变性接触体，可承受一定的弯矩作用，在描述弯曲时，可能出现较大的误差，因此采用架设应变方法消除，且无剪应变，计算式如下[2]：
式中，Ke为一点积分刚度，Kestab为秩2的稳定刚度。
在本文中，笔者主要是分析各种因素对面板盈利的影响及工程措施的作用，因此描述堆石体采用邓肯E-B模型。参数见表1。
表1 E-B材料参数值表
名称
Pd（g/m?）
K
n
Rf
Kb
m
主堆石
2.15
1100
0.34
0.82
600
0.20
次堆石
2.15
860
0.34
0.80
500
0.10
下游堆石
2.15
1200
0.34
0.81
600
0.20
垫层料
2.18
1200
0.44
0.80
650
0.20
混凝土浇筑，自面板前趾板开始，采用滑模法，速度为3m/h，不间断浇筑。混凝土浇筑与入仓温度相同，详见图2。
图2 混凝土面板绝热温升图
经计算，对面板挠度与应力影响最大的因素为堆石上游的变形差，比前期堆石网格变形程度放大了25倍。由于面板上部的面板会产生比较大的挠度变化，提示该处面板上表面可产生一定的拉应力。而计算结果显示，该处的拉应力，最大值为2MPa[3]。因此，堆石填筑时，在堆石层数不断增加的情况下，面板表面张力会逐渐增加，二层填筑时的拉应力为1MPa。
在完成堆石填筑后，间隔30d进行面板浇筑，结果显示，变形差仅为-0.1m。，未产生较大的应力与弯曲变形，拉应力为0.4MPa。
由于本工程年内大气湿度较大，旱季长期不降雨时，可造成面板产生较大干缩应力：3d不下雨，拉应力为0.2MPa;7d内不降雨，拉应力可达0.5MPa;连续30d无降雨，表面拉应力为1.4MPa。由此可知，混凝土干缩影响程度虽然很小，但是表面拉力比较大。经分析，该工程弯曲应力场、温度应力场近似“/”型分布，增加了面板开裂的可能性。
三、抗挤压破坏的措施
面板如果发生开裂，则处理需要投入大量的人力物力，且处理的效果也可能不理想，所以需要根据面板开裂产生的机理，制定有效的对策，改善面板应力分布，减少面板发生裂缝的几率。
- 优化施工方案
应力数值计算结果、面板挠度变形结果说明，在受拉区域内，面板集中在上部，所以可适当降低面板上升的高度，改善面板应力状况[4]。面板最大拉应力下降，将原计划的应力值3.8MPa降至2.8MPa。
- 推迟方案
利用增大面板与堆石体高程差的方法，解决面板拉应力的效果仍旧不理想，而且又要考虑工期，所以可将面板的浇筑时间尽量往后推迟，以降低面板的应力[5]。由计算结果可知，如果工程的工期等施工条件许可，可通过推迟浇筑面板的方式消除面板的拉应力。
- 保温板的保温保湿措施
经验表明，面板表面具有3cm的聚氨酯保温板，则在遭遇寒潮期时，面板混凝土内外温差的不超过2℃，而在寒潮期间，面板表面沿坡坝方向的拉应力值仅仅为0.2MPa。同时，为了保证面板的保温保湿效果，当面板表面存在1mm厚的聚氨酯时，则可控制超过90%以上混凝土的湿度，也就大幅降低了面板表面的干缩应力。
结语：
笔者在本文中，结合某工程实际，对面板应力分布情况及产生应力的原因进行了系统的分析。在分析中，利用了接触力学分析方法，以及假设应力单元，从而使得面板挠度与弯曲应力计算结果的可信度增加。根据湿度、变形及温度的结果，得出遭遇寒潮后的温度、湿度应力场分布趋势相似，两者叠加后，面板易出现裂缝。为了降低面板裂缝的发生率，提高其耐久性，主要的工程措施为优化施工方案、推迟工期和采取有效的保温保湿措施等。实际应用表明，这些工程措施的效果理想，值得在类似工程中推广应用。
参考文献：
[1]程嵩，张嘎，侯文峻等.有挤压墙面板堆石坝的面板温度应力分析及改善措施研究[J].工程力学，2011，04：76-81.
[2]孔宪京，周扬，邹德高，徐斌.高面板堆石坝面板应力分析及抗挤压破坏措施[J].水力发电学报，2011，06：153-158+257.
[3]孔宪京，周扬，邹德高等.高面板堆石坝面板应力分析及抗挤压破坏措施[J].中国水力发：，2011，12：145-146.
[4]万里，罗永祥，范建朋等.马来西亚巴贡混凝土面板堆石坝面板抗挤压破坏措施探讨[J].西北水电，2007，04：37-39+48.
面板模型分析 篇4
“十二五”期间, 消费跻身为拉动经济增长的 “三驾马车”之首, 是经济持续增长的最终牵引力。 然而, 国内经济增长过度依靠投资和出口, 消费需求不足已经严重制约国民经济的可持续发展。 数据显示, 2000年投资对经济增长贡献率仅为24.8%, 到2011年这一贡献率已经达到54.2%。 消费对GDP增长贡献率则呈逐步下降态势, 从2000年51.6%下降到2009年的35%左右, 居民私人消费比重也从1992年的48.3%下降到2009年的37.4%。 按照全球平均消费率61.5%的标准衡量, 中国居民消费率明显偏低。
因此, 本文对我国31个地区城乡居民消费结构进行分析, 建立面板数据模型, 以便制定合理的消费政策。
二、模型构建及分析
本文以我国31个地区城镇和农村居民的消费结构为研究对象, 建立面板数据模型。 在模型中, 解释变量为可支配收入或者纯收入, 由于消费惯性的存在, 前期消费对本期消费存在滞后效应, 因此, 本文另一个解释变量为前期消费量。 被解释变量有居民食品消费支出等, 分别标记为y0, y1…y7。 {Y|Y=y0, …y7}表示各类消费支出, 如Y=y1时, ybeijing2009就表示2009年北京居民食品消费支出。
分别建立上述3种类型的面板数据模型, 并对它们进行Hausman和似然比检验, 再综合分析各种模型的拟合优度, 参数以及模型显著性。 可发现, 个体、时点双固定模型优于其他模型, 更重要的是该模型认为时间因子反映的是回归模型随时间变化而呈现出的固定差异, 即时间因子则刻画了消费结构在时间上的变化趋势。下面对Eviews软件得出的回归结果进行分析。
总体上看, 我国居民前期消费支出的系数都为正, 表明本期消费与前期消费正相关。
1、我国城镇居民消费结构升级趋势分析
时间因子意味着消费结构随时间变化的趋势, 由表1可见我国消费结构变化的趋势。
(1) 人均消费支出的时间因子呈现波动上升趋势, 而家庭设备用品及服务消费的时间因子呈现出正负交替并且十分稳定的现象, 说明在消费支出不断增加的同时, 城镇居民家庭设备用品及服务的消费基本达到了饱和。
注:*、**、未标注分别为在显著性水平为0.05、0.01下显著以及在0.05下不显著。
(2) 衣着、居住和医疗保健三类消费的时间因子呈缓慢波动上升态势, 且均在2007年转为正值, 意味着城镇居民渐渐对衣着、居住、医疗保健等加大了重视程度。
(3) 食品消费时间因子以较大的增长幅度波动上升, 与2007年相比, 2008年大幅度增长。 自2008年爆发的三聚氰胺事件之后, 食品安全问题不断被曝光, 不仅影响着人民的生活消费, 严重威胁着人民的身体健康, 而且影响社会的稳定。 导致了城镇居民极其重视食品的安全性与营养结构。
(4) 交通和通讯、教育文化娱乐的时间因子一路下降并从2006、2007年开始转为负值, 并保持下降趋势, 可能由于我国31个省东部、中部、西部的经济发展区域差异较大, 消费结构差异显著, 以至于这两类消费呈现出不受到重视的现象。 总的来说城市居民的消费结构比较合理, 近年来由于食品安全的威胁, 对食品的重视大大增加, 但对交通和通讯、教育文化娱乐服务的重视程度有所减低, 有可能是衣着、居住等的加大。
2、我国农村居民消费结构升级趋势分析
由表1也可看出我国农村消费结构变化的趋势。
(1) 交通和通讯经历了 “ 负值徘徊—保持正值—回归负值”的过程, 表现了居民“不重视—重视—不重视”的循环。
(2) 人均消费支出、食品和居住这三类总体呈现出快速上升趋势。 人均消费支出大幅上升, 并在2005年转为正值继续保持上升趋势, 说明了农村居民消费需求在进一步扩大。 食品和居住需求作为基本的生理需求已基本得到满足, 农村居民在改善饮食结构和居住条件上表现出了较大的愿望。 而其他几类消费大体稳定, 变化幅度在[-50，50]区间内。
(3) 特别需要关注的是居住消费。 居住支出的时间因子2006年转为正值并不断增加, 直到2010年有所回落, 说明人们越来越重视居住的消费。 在2006年和2009年人均消费支出下降, 食品消费也大幅下降至负值的同时, 居住消费却持续有力地维持上升趋势, 更说明农村居民对良好的居住条件有很大期望, 也可能是过高的房产价格和偏低的收入压抑了居民的其他需求。
(4) 家庭设备用品及服务、医疗保健一直保持缓慢增大的趋势并在2005年变成正值, 表明居民逐渐重视这两类消费, 随着大众家电的普及, 人们开始追求消费档次的提升, 居民在消费中更加注重生活品质的提高和消费的合理性。
(5) 衣着消费自2005年由负转正, 并基本保持正值, 农村居民在满足了基本的生存资料后, 开始追求衣着的品质以及数量;教育文化娱乐服务消费经过21世纪初在0附近的徘徊期, 在2007年开始缓慢上升, 近几年也逐渐受到重视。 总的来说, 这几类消费比重的提高, 意味着我国农村居民的消费结构已有所升级, 但还未进入持续高速增长的轨道。 交通和通讯的消费仍然不足, 尤其目前正处于信息化时代, 对交通与通讯重视程度关乎居民能否掌握外界信息促进自身发展及农村经济增长。
三、结论及讨论
运用面板数据模型从时间上对我国31个地区城乡居民分别进行量化比较, 可以直观地看出我国城乡消费结构随时间变化的趋势。 从边际消费倾向分析, 可以看出食品的边际消费倾向是最大的。 从面板数据模型分析得出结论, 消费结构的变化呈现逐渐优化的趋势。 城市居民在消费支出不断增加的同时, 家庭设备用品及服务的消费基本达到了饱和, 并加大了食品、居住、医疗保健三类消费, 但交通和通讯、教育文化娱乐呈下降趋势;农村居民则在家庭设备等消费比重上有所提高。 在一定程度上均优化了消费结构。
摘要：根据1999—2010年我国31个地区城乡消费结构数据, 运用面板数据模型, 建立个体、时点双固定模型来研究城乡消费结构在时间上的差异, 模型中的时间因子反映了时间差异, 即消费结构升级趋势。得出结论:城市居民加大了食品、居住、医疗保健三类消费;农村居民则在家庭休闲、医保、衣着等消费上比重有所提高, 在一定程度上均优化了消费结构, 但仍有优化空间。
关键词：消费结构,空间差异,面板数据,固定效应模型
参考文献
[1]林白鹏.中国消费结构学[M].北京:经济科学出版社, 1987:500-564.
[2]尹世杰.中国消费结构研究[M].上海:上海人民出版社, 1988:498-512.
[3]王选选, 杭斌.文化程度差异对居民消费结构的影响分析[J].统计研究, 1999, 16 (s) :230-232.
[4]孙凤, 易丹辉.中国城镇居民收入差距对消费结构的影响分析[J].统计研究, 2000, 17 (5) :9-15.
水泥混凝土路面板底脱空机理分析 篇5
首先分析了混凝土路面产生板底脱空现象的`形成机理,然后就不同脱空面积对水泥混凝土路面板的影响进行了应力分析.由应力分析结果可知,当水泥混凝土板底出现脱空时,应及时加以处理,防止脱空的进一步扩展和板体的破坏.
作 者：蒋习伟 黄刚 作者单位：蒋习伟(重庆锦程工程咨询有限公司,重庆,401174)
黄刚(重庆交通大学土木建筑学院,重庆,400074)
面板模型分析 篇6
关键词：桥梁结构；正交异性桥面板；夹层结构；简单支承；稳定性能；实验及数值计算
中图分类号：U448.38 文献标识码：A
夹层结构正从航空航天、船舶制造及修理领域引入桥梁建造及加固中，特别是钢桥面板中传统的正交异性钢桥面板由于钢面板的平面尺寸大，需要焊接密集的加劲肋才能保证钢面板有足够的刚度，而且车轮下局部应力集中严重，加上桥面板在整体受力下的其他应力作用，焊缝容易出现疲劳裂纹，国内外多座正交异性钢桥面板都出现此病害.
过多地增加钢面板厚度或加劲肋尺寸将导致成本增加过大.考虑到夹层板刚度大，芯层材料相对钢材有一定弹性，对抗冲击、振动有利，重要的是芯层材料要有很小的重力密度，尽量少增加自重.在提高结构使用性能的同时，少增加或不增加综合成本.目前土木建筑中，采用钢板聚氨酯夹层板结构是比较理想的，芯层为实心时，一般厚20～50 mm，再厚宜做成蜂窝空心的芯层.该种夹层板现已用于船舶制造和修理中，也正处于桥梁应用和实验研究中.文中模拟桥面受力状态，首先对简支钢板聚氨酯正交异性夹层板进行模型实验及数值计算分析，探讨该种板的基本稳定性能.再采用ANSYS软件对纵向加劲肋间距、芯层厚度、面板厚度改变时的夹层板进行线性稳定和考虑材料及几何非线性的稳定性能计算分析.
1模型实验及数值计算
1.1模型实验
考虑到实桥中正交异性钢桥面板的纵隔板间距大于横隔板间距，即一个节段内桥面板横向尺寸大于纵向尺寸，桥面板原型取纵桥向一个横肋间距，横桥向约布置两台车的宽度，即纵向取2.8 m，横向取5.76 m.实验模型采用相似比1/4缩小，钢板聚氨酯正交异性桥面板模型的其他尺寸均按与实桥同一相似比缩小，但采用实桥材料，即材料相似比1/1.此外，考虑到实桥中一个节段内的钢桥面板的四边为变化复杂的弹性支承，实验中难以准确模拟，本文先探讨该种正交异性夹层板简支状态下的基本稳定性能.
具体的夹层桥面板分析模型尺寸和材料为：板长700 mm，宽1 440 mm，纵向加劲肋长等于板长700 mm，芯层厚11 mm.考虑到实验模型的钢板太薄时会造成焊接困难，也不易购买，采用两层钢面板厚均为2 mm.普通钢桥面板闭口加劲肋间距一般为600 mm，考虑尺寸相似比1/4后为150 mm，由于夹层桥面板的面板刚度增加，纵向加劲肋间距可放大，考虑到模型制作及加载的方便，取普通钢桥面板的大约2倍，即288 mm，共4条.同样考虑，加劲肋的梯形截面尺寸可取肋高54 mm，上口宽60 mm，下口宽33 mm，肋板厚2 mm.单个车轮重按相关规范标准车轮重取70 kN，设计时认为是恒定的.考虑集中力相似比1/16缩小后为4.375 kN，车轮着地面积考虑相似比后为横向150 mm，纵向50 mm.如果严格按相关规范的车轮间距，应加4个车轮局部荷载，这样会降低板的整体屈曲临界荷载，但分散布置的车轮对有纵肋支承的连续板来说，反而会提高板的局部屈曲临界荷载.考虑到本文研究目的是该种正交异性夹层板在有竖向局部荷载作用下的稳定基本力学性能，需要尽量模拟桥面板的受力状况，但实验中是难以准确模拟的.如钢桥面板作为主梁的顶板，四周为梁的腹板和横肋变弹性支承，而非简支.因此暂加一个车轮荷载研究，采用多个重型锚具堆载即可满足加载要求，否则，需要同时设置水平向和竖向的反力架.钢板材料因采购问题，采用Q235钢板，弹性模量E=2.1×105 MPa，考虑材料非线性时，超过屈服强度后取Et=0.03E，即本构关系采用双折线简化模型.泊松比为0.35，重力密度为78.5 kN/m3.聚氨酯弹性模量为800 MPa，泊松比为0.46，重力密度为11.5 kN/m3.在将加工好的夹层板实验模型送到专业厂家灌注聚氨酯芯层前，钢面板与芯层结合面预先经过喷砂除锈及粗糙处理，以保证芯层与钢板的黏结力[11].
本实验制做了2个相同的模型，夹层板端部大样如图1所示.正交异性夹层板跨中截面、顶面及底面各应变采集点编号如图2和图3所示，各采集点均采集纵横2个方向的应变.板底应变片分布如图4所示，板顶应变片分布如图5所示.试验加载装置为平置反力架，采用2台150 t千斤顶同步按每10 kN逐级加载，模型板为长边简支状态，板中心将穿置重型锚具堆载，其下有考虑相似比后的车轮着地面积大小的垫板，以模拟车轮局部分布力，如图5所示.
这些应变主要用于监测各部位应变是否超出钢板屈服所对应的应变，同时反映失稳时板的应力分布规律.实验前经有限元稳定试算，发现当压力增加至1 362.8 kN时加劲肋端部附近先出现失稳现象，因此板底应变片大多布置在肋底.
虽然车轮的数量、重量和作用位置都会影响失稳时临界荷载的大小，但对桥面板的受力规律或性能影响不大，且避免了设置双向反力架装置的困难.因此，千斤顶水平加载前，只在板顶中心固定有局部均布力作用面积大小的垫板，再在垫板的底盘上堆载重型锚具加载，以模拟车轮作用.第一块板按10 kN逐级加载至1 301.3 kN时有多个肋底采集点应变明显超出钢板屈服所对应的应变，即达到临界荷载而停止.卸载后发现加劲肋两端附近的肋板出现凹凸，说明纵向加劲肋数量减少一半后，夹层板的刚度仍较大，如图6所示.第二块板按相同方式加载，并超过第一块板临界荷载至1 401.5 kN时，端部附近钢面板有测点应变超出屈服强度所对应的应变，卸载后观察到，不仅加劲肋两端附近的肋板出现凹凸，钢面板也凹凸变形，如图7所示.主要原因是由于该端是加力端，即使板件尺寸加工准确，也有一定的应力集中现象，从而使板端受力较大，首先出现局部凹凸变形.1.2数值计算
数值计算模型与实验模型的尺寸、材料、受力和支承方式完全相同.为了让夹层板的两钢面板及芯层共同传力，不采用夹层单元Shell99，从而将夹层
板按3层考虑，两层钢面板采用Shell93板单元，共1 814个，芯层采用Solid95实体单元，共778个，梯形加劲肋也采用Shell93单元，横截面上底板及腹板均划分为2个单元，共518个单元.由于钢板与芯层的结合面经过喷砂粗糙处理，其黏结强度能满足正常使用要求[11]，因此，钢板与芯层单元共用节点，即结合面不会产生滑移.板平面单元的网格划分一般为40 mm×40 mm大小，但在应变采集点及荷载作用位置附近逐渐加密至10 mm×10 mm.模型的边界条件仍为板的长边简支.计算中，为了让加力端的压应力沿板长边方向均匀施压，加力端均设置了刚性板，均布压力向板顶稍有偏心.板的两侧设边板并适当加厚，以防夹层板两侧自由端先失稳而中止计算，加力图式如图8所示.计算考虑了材料非线性及几何非线性影响.
1.3实验及计算结果分析
由于沿板短边方向的应力相对于长边方向较大，本实验测点多，图形也会多，以下仅给出第一块板被加载至失稳时各测点的实验测试和有限元计算沿板短边方向的应力变化值，如图9～图13所示.
从图9和图10可看出，板顶各测点沿板短边方向的压应力越靠近板中心越大，显然受到车轮作用下板的弯曲影响而增大了板顶压应力.从图11至图13可看出，板底各测点沿板短边方向的压应力越靠近板中心越小，显然也受到车轮作用下板的弯曲影响而减小了板底压应力，但影响程度远不如板顶应力.这与车轮作用下夹层桥面板截面弯曲中性轴位置有关.无论是板顶或板底测点，不考虑轮压影响时靠加力端越近应力越大，但考虑轮压影响时对板顶应力的影响程度大于对板底应力的影响.第一块板的计算临界荷载与实验临界荷载比值为1 362.8/1 301.5=1.047，说明较吻合.
2夹层桥面板参数变化对稳定性的影响
采用ANSYS软件对上述计算模型分别进行尺寸参数的改变，分析对临界荷载及失稳状态的影响.模型的尺寸、材料、单元划分、支承条件、受力状态均与上述有限元计算模型相同，计算分为线性稳定性计算和考虑钢板材料非线性及几何非线性计算，前者主要用于分析参数变化对前4阶屈曲模态的影响，后者用于分析对稳定临界荷载的影响.
2.1加劲肋间距变化对稳定性能的影响
夹层桥面板模型的面板厚度，肋板厚度均为2 mm，芯层厚11 mm，其他条件不变时，加劲肋间距分别为：240 mm， 288 mm， 360 mm和480 mm，即加劲肋条数分别为5， 4， 3和2条时，临界荷载的变化如图14.线性计算前四阶屈曲模态描述见表1.夹层板的平面尺寸一定时，加劲肋数量减少，肋的总刚度减小，同时由于夹层板的肋间距离增加，夹层板的面外刚度也在减小.本模型的4阶屈曲模态始终伴随有肋屈曲，说明夹层板的初始刚度较大.因此，其他条件不变时，通过改变加劲肋间距，肋的刚度发生变化，夹层板的刚度也随之发生相应变化.
纵向加劲肋间距/mm
2.2芯层厚度变化对稳定性能的影响
夹层桥面板模型的面板厚度，肋板厚度均为2 mm，加劲肋间距为288 mm，其他条件不变时，芯层厚度分别为：5 mm， 7 mm， 9 mm， 11 mm， 13 mm和15 mm时临界荷载的变化如图15所示，线性计算的前4阶屈曲模态描述见表2.纵向加劲肋一定时，芯层厚度的增加意味着夹层板刚度的增加.当芯层厚度为9 mm时，结构屈曲由夹层板先屈曲转变为加劲肋屈曲，成为板和肋屈曲的分界值，也说明前述加载实验模型在纵向加劲肋数量比普通正交异性钢桥面板少一半时，芯层厚度为11 mm仍属偏厚.也说明芯层厚度的变化对夹层桥面板的刚度影响较大.且随着总刚度的增加，屈曲临界荷载值也增加.
芯层厚度/mm
2.3钢面板厚度变化对稳定性能的影响
夹层桥面板模型的肋板厚2 mm，芯层厚11 mm， 加劲肋间距288 mm，其他条件不变时，钢面板厚度分别为：1 mm， 1.25 mm， 1.5 mm， 1.75 mm和2 mm时，临界荷载的变化如图16所示，线性计算前4阶屈曲模态描述见表3.纵向加劲肋及芯层厚度一定时，夹层板的钢面板厚度缓慢增加意味着夹层板刚度缓慢增加，而屈曲始终发生在加劲肋上，这说明夹层板的刚度初始值太大，且随着总刚度的缓慢增加，屈曲临界荷载也缓慢增加.
钢面板厚度/mm
以上各参数变化时弹性稳定计算代表性的3种屈曲模态如图17～图19所示.由于本文试验模型的边界条件及车轮数量与实桥受力状况有一定差异，以下所得结论主要为定性方面的.
3结论
1）简支正交异性夹层桥面板模型的实验值基本与非线性有限元稳定计算值吻合，临界荷载时板的端部应力大于板中部应力，特别是纵向加劲肋底部的应力较明显.
2）当夹层桥面板处于受压状态时，轮压作用对板顶应力的影响大于对板底应力的影响.
3）芯层厚度、纵向加劲肋间距、钢面板厚度，这3个参数对桥面板的稳定性能影响依次减弱.由于夹层板厚度关系着整个桥面板的造价和自重，厚度变化范围相对较小，建议设计时先设定合理的芯层和钢板厚度，再通过试算选择纵向加劲肋的数量，或者通过多参数优化计算，确定最佳参数组合.
参考文献
[1]FARMER I. Sandwich plate system for new build and repair[J]. Structural Engineer， 2006， 84（5）： 22-26.
[2]SEDLACEK G， FELDMANN M， GESSLER A. SPS-applications in bridge design—safety and economy aspects[J]. PU Magazine， 2006， 2（4）： 5-12.
[3]邵旭东， 张哲， 刘梦麟， 等. 正交异性钢RPC组合桥面板弯拉强度的实验研究[J]. 湖南大学学报：自然科学版，2012， 39（10）： 7-13.
SHAO Xudong， ZHANG Zhe， LIU Mengling， et al. Research on bending tensile strength for composite bridge deck system composed of orthotropic steel deck and thin RPC topping[J]. Journal of Hunan University： Natural Sciences， 2012， 39（10）： 7-13. （In Chinese）
[4]PFEIL M S， BATTISTA R C， MERGULHAO A J R. Stress concentration in steel bridge orthotropic decks[J]. Journal of Constructional Steel Research， 2005， 61（8）：1172-1184.
[5]SIM H B， UANG C M. Stress analyses and parametric study on fullscale fatigue tests of ribtodeck welded joints in steel orthotropic decks[J]. Journal of Bridge Engineering， 2012， 17（5）： 765-773.
[6]TEIXEIRA F S， KOLSTEIN H， BIJLAARD F. Fatigue behavior of bonded and sandwich systems for strengthening orthotropic bridge decks[J]. Composite Structures， 2013， 97： 117-128.
[7]DE FREITAS S T， KOLSTEIN H， BIJLAARD F. Sandwich system for renovation of orthotropic steel bridge decks[J]. Journal of Sandwich Structures and Materials， 2011， 13（3）： 279-301.
[8]DE FREITAS S T， KOLSTEIN H， BIJLAARD F. Parametric study on the interface layer of renovation solutions for orthotropic steel bridge decks[J]. ComputerAided Civil and Infrastructure Engineering， 2012， 27（2）：143-153.
[9]VOERMANS J， SOUREN W， BOSSELAAR M. Strengthening the orthotropic steel deck structure of the movable bridge across the Hartelkanaal， the Netherlands[J]. Journal of the International Association for Bridge and Structural Engineering （IABSE）， 2014， 24（3）： 420-424.
[10]单成林. 钢弹性体夹层正交异性桥面板受力性能分析[J]. 湖南大学学报：自然科学版，2010， 37（12）： 18-23.
SHAN Chenglin. Analysis of the mechanical property of orthotropic bridge deck with steelelastomer sandwich structure[J]. Journal of Hunan University： Natural Sciences， 2010， 37（12）： 18-23. （In Chinese）
[11]陈晓东， 周南桥， 张海.钢/聚氨酯/钢复合板材制造工艺的研究[J]. 塑料工业，2008， 36（4）： 63-66.
面板模型分析 篇7
关键词：反补贴,贸易限制效应,贸易转移效应,实证分析
一、引言
反倾销、反补贴和保障措施历来是各国习惯采用的三种主要贸易救济措施。长期以来,反倾销作为一种贸易保护手段,得到了世贸组织的认可,成为维护“公平贸易”的最主要武器,是各国使用频率最高的贸易救济措施。但自从1995年WTO《补贴与反补贴措施协定》(A-greement on Subsidies and Countervailing Measures简称《SCM协定》)生效以来,各国在国际贸易中提起反补贴调查并采取反补贴措施的情况越来越多。近年来,受国际金融危机的影响,国际贸易保护主义有重新抬头的迹象,世界各国间的贸易摩擦愈演愈烈,反补贴逐渐成为新的热点。
图1列出了1993—2009年间立案的国际反补贴案件数量变化。WTO成立之后,反补贴案件数有所下降。但自1996开始,反补贴案件数逐年上升,并于1999年到达顶峰,高达41起。其后反补贴案件数呈波动下降的趋势。然而,2005—2009年间,案件数又逐年上升。相对于世界上各国进行立案的反倾销案件而言,反补贴的案件虽然比较少,但是该救济措施究竟会产生什么样的贸易效应,以及程度有多大,仍然值得研究。
资料来源:根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理。
二、相关文献综述
国内外学者对反补贴问题的研究从未间断,但反补贴的贸易效应问题较少受到关注。从现有的国外研究来看,有一些学者对反补贴的实施效果进行了实证研究。Yu-Ter Wang(2005)等学者对反补贴的贸易限制效应持否定观点。与此相反,Gallaway(1999)和Jones(2006)分别利用CGE(可计算一般均衡)模型和CBS(Central Bureau of Statistics)模型认为反补贴是限制贸易的重要手段之一。国内研究方面,目前只有少数学者对反补贴的经济效应进行了初步的研究,如邹琪等(2006)的研究认为反补贴会给社会经济福利造成损失。鉴于反补贴具有和反倾销类似的歧视性,在对反补贴贸易效应进行研究时可以借鉴反倾销的研究方法。如Neils and Kate(2006)以1990—2000年世界各国对墨西哥进行反倾销的面板数据为例,得出结论:对发展中国家征收反倾销税的申诉国不存在贸易转移效应,但存在贸易限制效应。Prusa(1999)利用美国1980—1994年对外反补贴数据,证明美国的反倾销措施从很大程度上扭曲了其贸易模式,导致进口额下降30%～50%。与此同时,Konings(2001)则发现,欧盟在1985—1990年间发起的反倾销并未产生贸易转移效应。冯宗宪、向洪金(2009)利用2002—2007年欧美国家对华纺织品案例的月度数据,考察了欧美对华反倾销的贸易破坏效应、贸易转移效应的存在和大小。
总体上看,由于统计数据的缺乏,国内外对于反补贴贸易效应的实证研究有很大空白。但从笔者搜集到的统计资料来看,1993—2009年间的国际反补贴案件累计已接近300件,这为目前的实证研究提供了充足的数据基础。与此同时,关于反倾销的经验研究在计量方法上有了很大发展,这为反补贴贸易效应的实证研究提供了一定的技术支持。本文将根据1993—2007年立案的反补贴案件数据,对反补贴贸易效应进行实证研究。
三、实证模型与数据说明
为了衡量反补贴的贸易效应,本文结合反补贴案件和6位HS编码产品的贸易数据,构建了一个包含时间序列和截面的面板数据集,以考察1993—2007年立案的反补贴的贸易效应。首先通过考察反补贴对被诉国进口贸易额的影响,来判断反补贴立案是否会产生贸易破坏效应。其次通过从被诉国进口比例的变化来考察反补贴是否会产生贸易转移效应。
本文的回归模型在Prusa(1999),Brenton(2001)和Konings(2001)等模型的基础上构建,采用以下的半对数线性回归方程:
其中,被解释变量ln(Importijt)表示i国在t期从j国对某产品的进口额。ln(Importijt-1)是被解释变量的滞后一期值,这是由于贸易的滞后值是会影响到当前的贸易。t规范为t=0表示反补贴立案的年份,因此,t=-1表示立案前一年,t=+1表示立案后一年,以此类推。虚拟变量AFFijt+1衡量的是立案后第一年(t=+1),肯定结案方式的影响,若反补贴立案后第一年为肯定结案,则取值为1,其他为0;同理,AFFijt+2在t=+2时取值为1,其他为0;若立案后第一年为否定结案,则NEGijt+1在t=+1期其取值为1,其他为0;同理,NEGijt+2在t=+2时取值为1,其他为0。ηij度量的是各截面单元的个体差异,uijt为随机扰动项。根据经济学原理,在反补贴立案前,被诉国对申诉国进口的大幅增长会导致反补贴调查;反补贴措施会限制申诉国从被诉国的进口,即存在贸易限制效应;反补贴会导致涉案产品的进口从被诉国转移到非被诉国,即存在贸易转移效应。因此,该模型中解释变量滞后项的预期符号为正数,虚拟变量AFFijt+1和AFFijt+2的预期符号为负数,NEGijt+1和NEGijt+2的预期符号可能为正,也可能为负。
由于该回归中包含被解释变量的滞后项,会导致内生性问题,若用标准的随机效应或者固定效应进行估计,必将导致参数估计的非一致性,进而基于估计结果所产生的经济含义也必定是扭曲的。为了解决该问题,本文采用Arellano and Bond(1991),Arellano and Bover(1995)和Blundell and Bond(1998)提出的GMM(广义距)估计法。对方程(1)进行一阶差分之后,动态面板模型可以表示为:
GMM估计法运用滞后期和差分作为工具变量所产生的估计和检验具有一致性和稳健性,进而基于估计和检验结论所产生的经济学意义将有力地揭示反补贴的贸易效应。
本文的研究对象为1993—2007年间立案的反补贴案件,这些案件是根据WTO和Global Countervailing Duties Database提供的数据整理出来的,包括11个进行反补贴立案的国家和地区(美国,欧盟,加拿大,墨西哥,澳大利亚,巴西,智利,阿根廷,委内瑞拉,哥斯达黎加和秘鲁),涉及共40个国家和地区,累计188起案件。每个案件的数据包括立案前后2年的贸易数据,这些数据是从联合国Comtrade数据库搜集而来,涵盖了1991—2009年各国或地区从别国进口涉案产品(6位HS编码的细分产品)的数据。对于包含一个以上产品编码的案件,本文将所有产品编码下的进口额数据汇总,以得到每个案件的进口额数据。
四、实证结果及分析
(一)反补贴的贸易限制效应
用GMM估计法对动态面板模型进行估计的结果如表1(1)所示。ln(Importijt-1)的系数为0.402,表明进口国在上年度进口的变化会导致本年度的进口同向变化,即上年度进口每增加1%,则本年度的进口会增加约0.402%。虚拟变量AFFijt+1,AFFijt+2,NEGijt+1,NEGijt+2的系数估计值都为负,这表明,不管最后是以肯定还是否定方式结案,反补贴都会导致申诉国对该产品的进口减少,具有一定的贸易限制效应,这与预期效果是一致的,只是针对不同结案方式,减少的幅度有所不同。和ln(Importijt-1)变量不同的是,这几个虚拟变量值必须转换成表1第三列的形式。结果表明,在肯定结案的反补贴案件中,申诉国从被诉国的进口在第一年下降了约30%,第二年下降了约44%。而否定结案的情况下,进口额的年均下降幅度均在10%以内,且在时序上呈逐步减少的趋势。
注:各变量回归系数后面的括号内为t值;*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。
(二)反补贴的贸易转移效应
Prusa(1999)和Konings(2001)等都是通过考察申诉国从非被诉国进口的变化来研究反倾销的贸易转移效应,但是,贸易额的相对值(即申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重)比绝对值更能揭示贸易转移效应。本文在研究反补贴的贸易转移效应时,将运用和Brenton(2001)提出的类似方法,将研究对象从非被诉国转向被诉国,通过考察申诉国从被诉国对某产品的进口占其从世界对该产品总进口的比重来确定反补贴的贸易转移效应。可构建类似的模型:
其中,被解释变量ln(Shareijt)表示i国在t期从j国对某产品的进口额占从世界对该产品进口额的比重。同样的,运用GMM方法估计出的反补贴贸易转移效应如表1(2)所示。在回归结果中,各解释变量的系数估计值都较为显著,并且与预期的一致,这表明在肯定结案的反补贴案件中,申诉国从被诉国的进口在第一年下降了29.03%,第二年下降了约44.12%。而否定结案的情况下,进口额在第一年的下降幅度为9.82%,第二年为8.77%。显然,反补贴立案会导致被诉国的进口比重下降,该趋势在第二年有所增强,贸易转移效应显著。
五、结论与启示
无论是衡量被诉国的进口额还是比重,肯定结案和否定结案均导致申诉国从被诉国的进口在其后两年有所下降,其中肯定结案后的第二年下降的幅度更大,表明反补贴具有较大的贸易限制和贸易转移效应。
上述结论也引发了相关思考。第一,随着中国在世界经济和贸易中的地位逐渐上升,在发展成为新兴的工业和贸易大国的同时,中国也理所当然地成为了遭受国外反补贴申诉的主要目标国。虽然相较于反倾销而言,外国对中国反补贴的运用开始得比较晚,但从2004年遭到国外第一例反补贴立案开始,至2009年底,累计已达到了37起,其中,已有19起案件被实施了反补贴措施。2004年,世界对中国反补贴案件占其对外反补贴案件总数的比重不到50%。但自2007年开始,该比重有所提高。2008年和2009年,超过一半的对外反补贴是针对中国展开的,国际对华反补贴形势日趋严峻。因此,我国应该积极行动起来,通过出口市场多元化等途径降低反补贴的贸易限制效应。第二,要关注反补贴的贸易转移效应,该效应将有可能削弱我国进口竞争性产业的发展。如何在不违反WTO规则的前提下,适度保护我国进口竞争性产业,捍卫本国利益,将是今后研究的主题。第三,反补贴措施的贸易效应,还可以分行业或引入税率等变量进行衡量做进一步研究。
参考文献
[1]冯宗宪,向洪金.欧美对华反倾销措施的贸易效应:理论与经验研究[J].世界经济,2010(3):31-55.
[2]邹琪等.反补贴与中国产业安全[M].上海:上海财经大学出版社,2006.
[3]Brenton.P..Anti-dumping Policies in the EU andTrade Diversion[J].European Journal of Political Economy,2001(17):593-607.
[4]Konings.J.,Vandenbussche.H.,Springael.L..Import Diversion under European Antidumping Policy[J].Journal of Industry,Competition and Trade,2001(1):283-299.
[5]Niels.G.and Kate A.ten.Antidumping policy indeveloping countries:Safety valve or obstacle to free trade[J].European Journal of Political Economy,2006(22):618–638.
面板模型分析 篇8
在以农业为主的国度里, 农业经济是一国经济之根本。广西壮族自治区作为我国传统的农业省区, 农业经济的发展对整个省区的经济社会发展具有举足轻重的作用。改革开放以来, 广西农业经济得到快速发展, 正确认识不同生产要素对农业生产的影响, 对于解决“三农”问题, 促使农业持续稳定健康发展, 无疑具有重要的理论意义。在当前全球金融危机向实体经济蔓延、工业向农业蔓延的情况下, 广西农业经济受到不同程度的影响。如何在金融危机下, 提高广西农业的发展水平, 促进农民增收, 对于新农村建设和小康社会宏伟目标的实现具有重要的现实意义。本文通过随机选取广西2001～2005年7县的农业生产资料面板数据进行回归分析, 建立农业生产力定量模型, 分析现代农业生产要素对农业生产力影响的重要程度, 为调整农业生态系统投入要素结构, 提高农业的经济效益提供科学依据。
二、研究现状及理论回顾
由于农业的特殊性, 农业生产力与自然力的关系更为密切和直接, 农业及农业生产力的发展受自然条件及自然力的制约性更大、更明显。经济再生产与自然再生产相互交织是农业的根本特点;实质上, 农业是直接利用自然力进行生产的部门。由于农业是一国之根基, 人们对农业生产力的研究一直极为关注。综合国内外关于农业生产力研究的文献, 主要可以概括为以下几个方面:一是利用柯布-道格拉斯生产函数或改进型C-D生产函数, 通过生产函数来分析农业生产率以及各种农业生产要素的使用效率或稀缺程度;速水佑次郎和弗农·拉坦 (1971) 运用生产函数方法对各国的农业生产率和农业生产要素的使用效率及稀缺程度及其对农业技术选择的影响作了研究。林毅夫 (1990) 对中国1978～1987年中国农村改革与农业增长的关系进行了研究, 并以生产函数和供给反应函数的方法测算了这一期间农业生产中各种要素的贡献率。郝水平 (2006) 运用C-D生产函数对农业生产中的资本、劳动力、土地等投入要素结构进行定量分析, 认为科学安排这几种生产要素的投入量是增加农业总产值的一个重要途径。樊生根、张晓波、Sherman Robinson (1999) 使用扩展的Solow模型考察了中国自1978年至1998年中农业生产要素效率的变化。二是利用灰色关联度理论, 通过该理论分析农业生产的产出水平与影响因素之间的关系。吴玉鸣 (2004) 采用灰色关联与协调分析法, 对中国1985～2002年农业综合生产能力及其影响因素, 进行了定量分析, 得出机械化和役畜数是影响我国农业综合生产能力的重要的因素, 协调作用明显;化肥边际贡献不断递减, 但协调作用很强, 对农业稳定增长非常重要等结论。黎雪林、吕永成 (2004) 运用灰色系统理论建立广西农业投入与农业产出的关联分析模型, 认为农业投资是促进广西农业增长的关键性生产要素。三是使用影子价格来反映农业生产要素稀缺程度。王选庆 (1999) 运用农业生产力定量分析模型估计了粮食的影子价格, 认为农产品尤其是粮食的影子价格, 不论对农业区域规划还是对农业区域综合开发投资项目评估都是一个非常有用的参数。辛毅 (2003) 根据厂商理论和要素收入分配理论测算中国农业生产要素的影子价格, 认为农业生产要素影子价格能有效地反映要素稀缺程度和使用效率。刘一明 (2006) 对农业公共资源的利用效率进行了研究, 认为由于农业公共资源的特殊属性, 市场不能真实地反映其稀缺程度, 而影子价格可以用来代替观察到的“市场”价格来计算农业公共资源的利用效率。
综上所述, 国内外学者对农业生产力问题进行了广泛而深入的研究, 取得了一系列优秀成果。然而, 已有研究不论是生产函数、灰色关联度理论, 还是农业生产力定量模型, 都是基于时间序列数据或截面数据的分析, 且以宏观层面的分析较多, 而对于具体省域的研究较少, 利用面板数据进行研究分析更可谓凤毛麟角。时间序列数据的分析帮助我们了解长期以来促进农业生产力发展的因素, 截面数据的分析让我们了解现阶段农业生产力发展的因素, 而面板数据兼具时间序列数据和截面数据的优点。面板数据分析方法是最近几十年来发展起来的新的统计方法, 面板数据可以克服时间序列分析受多重共线性的困扰, 能够提供更多的信息、更多的变化、更多的自由度和更高的估计效率, 而面板数据的单位根检验和协整分析是当前最前沿的领域之一。本文在借鉴国内外学者研究的基础上, 利用广西7县域的面板数据, 建立广西农业生产力定量模型来量化农业生态系统的物质投入与产出之间的内在关系。
三、基于面板数据的广西农业生产力定量模型分析
(一) 模型变量选取的标准
根据广西农业经济发展的现实情况, 广西农业生产力定量模型的变量设置主要基于以下两个假设条件:第一, 广西是一个传统的农业省区, 2008年农业产值占全区产值的20.3%, 农业人口占全区人口近80%, 粮食生产对广西农业生产乃至全区经济的发展都具有举足轻重的影响。因此, 在很大程度上, 广西粮食生产的发展可以代表广西农业生产力的发展。第二, 新世纪以来, 随着一系列农业科学技术和创新的应用和推广, 广西农业走上了稳定、持续、健康的现代农业发展道路, 目前全区基本实现了粮食产销平衡。在粮食市场产销平衡的条件下, 建立广西农业生产力定量模型更具可靠性。
(二) 模型和参数的选取
新中国成立以来, 我国农业的发展经历不少曲折, 但是农业的不同发展阶段的特征还是很明显的。归纳起来大致可以分为三个阶段:第一阶段为农业生产力在传统农业的基础上的恢复时期, 在这一阶段农业生产力主要是靠人畜力的影响实现的;第二阶段为现代农业的孕育时期, 在这一阶段传统的农业生产要素能量已经释放殆尽, 而现代农业生产要素尚未形成;第三阶段为传统农业向现代农业转化时期, 在这一阶段传统农业生产要素只对农业的生产起维持作用, 对农业生产力的提高影响不大[1];而现代农业生产要素和先进的科学技术对农业生产力的影响却是巨大的, 农业生态系统的产出功能全依赖于现代农业生产要素的投入和先进的科学技术的应用。具体到广西, 农业生产力发展具有两个明显的阶段性特征, 即以2001年粮食生产达到产销平衡为分水岭。从1958年广西壮族自治区成立至2001年, 特别是改革开放以来, 广西农业和农村经济发展取得了令人瞩目的成就, 农业收入迅速增长, 以占全国仅3.39%的质量不太好的耕地养活了占全国3.86%的人口。尤其让我们感到欣慰的是, 2001年以来, 随着现代农业生产要素的投入使用和科学技术的推广普及, 广西粮食生产基本上实现了产销平衡。广西是一个传统的农业省区, 影响农业生产力发展的因素较多, 但不同的农业生产力发展阶段影响农业生产力的因素是不同的, 即使因素相同其作用大小也不一样。
众所周知, 由美国经济学家柯布 (C.W.Cobb) 与道格拉斯 (P.H.Douglas) 提出的柯布-道格拉斯 (Cobb-Douglas) 生产函数:Y=f (K.L) =aertLαKβ, 它是描述生产要素投入与产出之间关系的模型。其中Y表示产出, L表示劳动力投入量, K表示资金投入量, e表示随机扰动项, a、r、α、β为待估参数[2]。我们根据广西农业生产有关资料数据建立柯布-道格拉斯农业生产函数, 得出劳动力对农业总产值的边际产值为零以及土地要素在模型中不显著的不切实际的结论。事实上, 由于广西农村仍存在着大量剩余劳动力, 劳动力要素不构成对农业生产的约束。因此, 这种以劳动力、资本和技术为主要解释变量的柯布-道格拉斯生产函数模型不适合分析现阶段广西的农业生产力。此外, 根据我们的判断, 广西正处于传统农业向现代农业转型阶段。在这一阶段, 现代化的农业生产要素对农业的影响是至关重要的, 而传统农业生产要素只对农业生产起维持作用, 在模型中不显著。一般来说, 影响农业生产的因素可分为可控因素和不可控因素两类, 建立农业生产力定量模型的目的就在于揭示某些可控要素与产量之间的数量关系。在农业生产定量模型的变量选取中, 一般不考虑不可控的生产要素。因此, 在广西现有农业耕地面积不变的前提下, 在综合考虑各种因素之后, 确定了以下四个变量:Y为广西粮食总产量;X1农机总动力;X2化肥施用量;X3有效灌溉面积;X4农村用电量;采用2001～2005年广西武鸣、阳朔、荔浦、灵川、博白、凌云和天峨7县的面板数据 (见表1) , 构建广西农业生产力定量模型。
(三) 模型的设计、估计及检验
1. 模型的设计
用面板数据建立的模型通常有3种, 即混合估计模型、固定效应模型和随机效应模型。如果从时间上看, 不同个体之间不存在显著性差异;从截面上看, 不同截面之间也不存在显著性差异, 那么就可以直接把面板数据混合在一起用普通最小二乘法 (OLS) 估计参数。经检验, 固定效应模型和随机效应模型各项系数没有通过统计检验, 故选择混合估计模型。
如果从时间和截面看模型截距都不为零, 且是一个相同的常数, 则设混合估计模型如下:
其中α和βi不随i, t变化, 由于是对数函数, 故它们的经济学含义为弹性系数。
2. 模型的估计及检验
将2001～2005年广西7县农业生产资料数据, 经过Eviews 3.0软件的多次拟合、修正后得到广西农业生产力定量模型:
从模型的结果来看, 模型拟合度较高, R2达到了0.97, 各项结果通过统计学检验。
3. 对回归结果的解释
从模型的拟合结果来看, 结论基本上与我们设想的一致。在传统农业向现代农业转型过程中, 传统农业生产要素对农业生产力的影响是不显著的, 而现代化的农业生产要素对农业生产力的影响却是显著的。从模型估计的结果可以看出, 在广西农业生态系统的物质转换过程中, 现代化的农业生产要素有效灌溉面积、农机总动力对农业生产力的影响最为显著, 其中有效灌溉面积的产出弹性为1.95, 即有效灌溉面积每增加一个百分点, 能使农业产出增加1.95个百分点;农机总动力对农业生产的影响次之, 产出弹性为0.59, 即农机总动力每增加一个百分点, 能使农业产出增加0.59个百分点;而传统的农业生产要素化肥施用量和农村用电量在模型中不显著且系数为负。表面上看与实际不符或矛盾, 但其实不然。众所周知, 根据微观经济学边际理论知识, 在其他条件不变情况下, 生产要素中的边际产量随着投入的增加, 边际产量会先上升直至最大化, 如果继续增加投入, 该要素的边际产量会不断地下降甚至出现负增长。近年来, 随着农业收入增长的放缓以及占农户家庭收入比例的不断下降, 粗放型农业生产经营普遍存在。农民为了提高单产粮食产量, 过量使用化肥, 导致地力不断下降, 从而导致化肥施用量的产出弹性为负。对于农村用电量的产出弹性为何为负, 这可能是因为广西农业生产的机械化程度较低, 农村用电量并未有效地投入到农业生产过程中去的原故。
四、结论及引申的政策建议
广西作为我国传统农业省区, 正处于传统农业向现代农业转型阶段。在这一阶段, 传统的以劳动、资本和技术为主要投入的经济数学模型 (柯布-道格拉斯函数或改进型C-D函数) , 对现阶段的广西农业生产力不能作出合理的阐释。原因在于不同的农业生产发展阶段各农业生产要素对农业生产力的影响是不同的。在转型时期传统的生产要素只对农业的生产起维持作用, 但并不意味着在农业生产过程中可以不加投入, 只是其对农业生产力的提高在这一阶段作用已不明显。经过对广西农业生产进行定量分析, 我们发现, 传统的农业生产要素化肥施用量和农村用电量对农业生产力的影响不显著, 而现代化的生产要素农机总动力和有效灌溉面积对农业生产力的影响非常显著。换一句话说, 传统农业生产要素在传统农业向现代农业转型过程中对农业生产力影响的作用在逐渐下降, 而现代化的生产要素对农业生产力的提高作用却越来越大。由此引申的政策建议如下:首先, 曾经是短期内农民提高粮食亩产的法宝的化肥, 由于长期而大量使用, 导致土地结块, 地力不断下降, 严重影响了农地的长期产出功能。因此, 为了农业的可持续发展以及农业生产力的提高, 有必要鼓励和引导农民多使用有机肥, 少使用无机化肥。其次, 为了提高广西农业生产力水平, 必须加大现代化农业生产要素的投入。具体而言就是要加强农业基础设施的建设, 在农业水利基础设施失修多年的情况下, 加大投入以保证农田灌溉系统的正常运行就显得格外重要。这也印证模型中有效灌溉面积对农业生产力的影响最为显著的结论。最后, 为了提高广西农业生产力水平, 要不断提高农业生产过程中的机械化水平。广西为典型的喀斯特地貌, 单块农田面积狭小, 农业生产的机械化程度明显偏低, 严重制约了农业生产力水平的提高。为此, 地方政府应积极鼓励农户购买适合地方农业生产的农业机械, 并加大农户购机补贴力度, 进而提高农业生产力水平。
摘要：在传统农业向现代农业的转型过程中, 现代农业的生态系统的产出功能强烈地依赖于现代化生产技术及物质要素的大量应用。文章选取广西7县的农业生产资料面板数据, 对影响现代化农业生产的化肥施用量、有效灌溉面积、农机总动力、农村用电量等变量进行定量分析。结论是:在现代农业生产要素中, 农机总动力和农业有效灌溉面积对广西农业生产力的影响非常显著, 而其他变量不显著。基于此提出提高广西农业生产力的政策建议。
关键词：定量模型,农业生产力,粮食生产,面板数据,广西
参考文献
[1]王选庆, 王磊荣.农业生产力定量分析——运用农业生产力定量分析模型估计农产品影子价格[J].中国农业资源与区划, 1999, (5) .
[2]柯布, 李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2001.
[3]黄祖辉, 等.中国“三农”问题:理论、实证与对策[M].杭州:浙江大学出版社, 2005.
[4]速水佑次郎, 弗农·拉坦.农业发展的国际分析[M].北京:中国社会科学出版社, 2000.
[5]辛毅.中国主要农产品的完全生产成本及其对农产品贸易的含义[D].北京:中国农业大学, 2003.
[6]刘一明.农业公共资源利用效率的度量与评价方法[J].华南农业大学学报 (社会科学版) , 2006, (2) .
[7]庞娟, 吴玉鸣.广西农业经济增长影响因素的实证分析[J].改革与战略, 2006, (5) .
[8]郝水平.农业系统生产要素的投入对产出的影响[J].生产力研究, 2006, (3) .
面板模型分析 篇9
本文参考了国内外水泥混凝土脱空破坏模型的设计方法,对模型设计和模拟分析过程进行改进,通过ANSYS建立密布弹簧支承的单板模型,对不同脱空条件下路面板应力应变的变化进行分析,以期为实际工程提供参考。
1 路面板脱空分析模型
1.1 支承模型的改进
根据相关国内论文及文献[3]~[5]对温克勒地基支承单板模型的设计研究发现,通常将温克勒弹性地基模拟成水平尺寸稍大于路面板的长方体模型,地基与混凝土路面板体间粘结良好、无摩擦,并对地基底面进行刚性约束。通过分析笔者认为,若只对地基底面进行刚性约束而不对地基四周进行水平向约束,则限制过弱,会导致边界上水平位移过大;若对地基四周都进行刚性约束,则限制过强不能反映实际变形效果;再者,已有的单板模型没将接缝传荷部分考虑进去,不能体现真实的工作状况。
针对以上情况,对模型进行了改进:将温克勒地基模拟成密布弹簧单元模型,并在路面板四周使用水平弹簧模拟接缝传荷,由于弹簧本身的特性,不但可以尽量减小水平方向上的不合理误差,而且同时可以体现接缝的剪切传荷能力。改进后的初始模型如图1所示。
1.2 脱空演化模型
1.2.1 讨论与改进
脱空对路面板的影响只与脱空位置及脱空面积大小有关,与脱空形状无关[6,7]。许多研究模型表现为:脱空区平面为矩形或者以板边中点或板角为中心出发的扇形脱空区域,并且假设脱空区地基支撑失效,荷载作用下板与地基不会接触;而非脱空区地基刚度值为原始值不变[4,5,8,9,10]。
笔者认为这种假设具有不足之处。首先,软化区域的地基土仍然与路面板保持接触,仍能发挥支承作用,不应将其忽略,若将其等效成一定范围的脱空区域,则工作十分复杂而且仍无权威的科学理论基础。为了使模型与实际工作状况更为接近,对于完全脱空和局部弱支撑的界限,可以设定一个脱空临界值(文中选用了,脱空区弹簧失效,而软化区域内弹簧刚度按的原则对其进行线性插值。
1.2.2 模型构成与建立
(1)路面板模型
采用SOLID45单元,平面尺寸为5 m×4 m,厚度取0.2 m,弹性模量E=30 GPa,泊松比u=0.15,对板体采用0.2 m×0.2 m的尺寸进行单元划分。
(2)支承模型
采用COMBIN14弹簧单元,路面板板底所有单元节点处接长度为3 m、初始刚度为100 MPa/m的弹簧单元模拟密布弹簧地基;板体四边单元节点处接10 mm、刚度为300 MPa/m的水平弹簧单元模拟接缝传荷。
(3)荷载模型
于板边中部临界荷位处施加0.2 m×0.2 m的矩形面荷载,每侧的矩形面荷载中心间隔0.34 m,0.7MPa均布轮压,轴长1.8 m;施加竖向Y轴的重力加速的g=9.8 m/s。
(4)脱空演化模型
由于本模型对板体进行了0.2 m×0.2 m的网格划分,并在板体底面的网格节点上接竖向弹簧单元以模拟地基模型,所以在脱空演化过程,每次脱空的过渡推进均以0.2 m为一次增量进行扩散,分别对脱空区、脱空区边界、软化区、软化区边界所包含的弹簧单元刚度进行处理。地基脱空变化的具体规律现今仍在探索当中,本脱空模型是一个较理想的演化过程,在实际工程分析或设计计算中,根据不同情况,需对模型命令及相关参数进行修改,进行相应的网格划分并变换相匹配的脱空演化过程,流程控制简单,具有灵活的适用性。
如图2所示,以脱空中心扩散的半圆区域内,弹簧单元刚度值化为0;脱空区边界与正常工作0.2 m间的环状区域为地基软化区,脱空边界处弹簧刚度为,软化区域及边界处弹簧刚度为;以0.2 m环状区域为一次扩散面积增量。
2 模型的分析求解与验算
2.1 威斯特卡德解与相似模型解的比较验算
威斯特卡德理论解是计算水泥混凝土路面板最大拉应力的经典公式求解方法,板体的最大拉应力可根据荷载作用的3个不同位置通过以下公式进行求解[11,12]:
(1)荷载作用板中时:
(2)荷载作用板边时:
(3)荷载作用板角时:
式中:W为车轮荷载;h为板的厚度;a为车轮荷载的接地半径;l为路面板的相对刚度半径;b为断面阻力半径,可通过(1.6a2+h2)1/2-0.675h求出。
本文模型临界荷载作用位置在板边中部纵向边缘处,将相关参数代入式(2)进行计算,可求出板体最大拉应力约为1.08 MPa。
威斯特卡德的解的前提是板边不脱空,而且板边不考虑传荷,为了使模型计算结果具有更好的可比性,在初始模型中的板边周围先不设置水平向弹簧,建模求解后得,最大层底拉应力值为1.06 MPa。
比较可得,两者误差只有1.85%,在允许误差5%以内,且模型的计算值低于解析值,是偏于安全的。由此验证了模型是得到理论上的支持的。
这时再对板边设置了水平弹簧的初始模型进行受力求解计算,最大层底拉应力为1.04 MPa,应力水平是有所改善的。给出初始模型的竖向弯沉及板底应力分布云图(见图3),可以清楚地观察到,最大弯沉及最大拉应力均出现在临界荷位中心区域附近,与实际结果相符合;取交通等级为重时,混凝土板体的弯拉强度标准值为5 MPa,在设计安全范围内。
2.2 改变主要影响参数的模型对比验证
从相关参考书[2,3,4,5,6,7,8,9,10,11,12]以及文献[13,14]中知道,在相同参数条件下,改变板的厚度对层底拉应力的影响十分明显,所以只改变板厚为h=26 cm,其他参数不变的情况下,建立模型进行计算并进行分析对比。与20 cm初始模型进行对比,最大竖向弯沉值和最大层底拉应力值都出现了不同程度的下降:
如表1所示,其中竖向弯沉值减小了13%,最大层底拉应力更是大幅度下降了31.25%,与已有研究结果比较吻合,从而也验证了模型的可用性。
3 脱空演化模型分析
3.1 板边中部脱空模型计算与分析
以临界荷位作用的纵缝边缘中部节点为脱空中心,首先令脱空中心对应的弹簧失效,离失效弹簧单元0.2 m环状区域边界上的弹簧单元刚度变为,处于临界失效状态,但仍视为能继续工作;距离临界弹簧单元边界半径为0.2 m环状区域内弹簧刚度为,其后面部分弹簧刚度为原始刚度不变。然后根据上文描述过的脱空演化模型,逐步扩大脱空面积,并对软化区弹簧按线性插值进行刚度值的赋予,研究板体弯沉及拉应力的变化情况。
根据模型分析的数据,绘制出脱空半径与板体脱空分析值变化的关系图(如图4所示),从图中分析可知,随着脱空面积的逐步扩大,板体的最大弯沉和最大层底拉应力均显著增加,当脱空半径扩大到0.6 m时,最大层底拉应力的增长速度会逐步放慢,曲线将趋于平缓。
3.2 板角脱空模型计算与分析
将车轮荷载作用部位移至板角临界荷位处,以板角为脱空区域的中心点通过1/4圆的形式扩散,脱空区与正常工作区的0.2 m圆环区域内为软化区,然后依次以0.2 m为脱空半径增量进行脱空范围扩大。板角脱空后荷载应力的分布非常复杂,板内最大拉应力随脱空圆半径的增大而增大,最大拉应力点的位置也随脱空圆半径的变化而变化[15]。
将模型分析的数据绘制成图5,当荷载作用在板角处时,随着板角脱空区域的出现并逐步扩大,板体弯沉和板内的应力的变化十分显著,增幅明显,与板边脱空情况不同的是,因为只有单侧支承,板角脱空时随着脱空区域面积的扩大,板体的变形和受力对脱空的反应更加敏感,从图中可看出,脱空半径达到0.6 m后,最大拉应力的增长水平与脱空半径的增长基本呈现线性关系。
4 结论
通过上述改进的3维实体模型以及脱空演化模型的计算和分析,得到以下几点得结论:
(1)改进后的单板模型体现接缝的剪切传荷能力,更好地消除了水平方向上的不合理误差,对板体的工作性能起到一定的良性作用,更接近于实际工作状况。
(2)板边脱空时,随着脱空面积的扩大,弯沉及拉应力随之增加,从开始脱空到脱空半径达0.6m区间内,最大拉应力的增长水平逐渐加快,0.6 m后增长放慢,曲线开始趋于平缓。理论上当脱空区域达到一个较大的面积时,板体在较高水平应力的频繁作用下产生疲劳损坏。
面板模型分析 篇10
根据历年《中国统计年鉴》数据, 用excel排序得到。
在居民消费支出统计中属于信息消费的内容包括:①教育消费 (教材及参考书、学杂托幼费) ;②通信消费 (通信工具、通信服务) ;③文化娱乐用品消费 (文娱用耐用消费品及其服务) ;④文化娱乐服务消费 (主要有新闻服务, 出版发行和版权服务, 广播、电视、电影服务, 文化艺术服务, 网络文化服务, 文化休闲娱乐服务, 其他文化服务。相关文化服务:主要有文化用品、书报杂志、设备及相关文化产品的生产与销售) 四项支出等。
1 安徽城镇居民信息消费支出及结构演变
1.1 人均信息消费支出现状
总体而言, 与全国31个省份相比, 1995-2010安徽城镇居民人均各类信息消费支出排名和平均排名如表1所示, 各项排名呈倒V型, 笔者根据统计数据计算, 1995-2009安徽城镇居民人均信息消费15年平均支出945元, 年平均增长12.3%。1995-2010年安徽人均信息消费支出平均排名是全国20位, 属于信息消费中低水平地区。1995年到2010年各类信息消费都有较大增长, 2010年通讯消费是1995年的6.33倍, 文化娱乐用品是1995年的5.65倍, 文化娱乐服务是1995年的8.53倍, 教育消费是1995年的4.55倍。其中2002-2005年连续4年教育消费与总信息消费全国排名垫底, 2006年教育消费从上年30名跃升14名, 2007年上升到第8名;2006年后总信息消费排名从上年30名跃升18名, 2010年排名12名。文化娱乐用品、文化娱乐消费排名2007年分别由上年28和30名跃升18名和20名。由此可见, 自2006年以来, 安徽城镇居民信息消费水平已渐趋全国中等水平。为消除价格变动因素对城镇居民收入和各类信息消费支出的影响, 以1995年各类信息消费价格为可比价进行调整, 得到以不变价格表示的人均可支配收入和人均信息消费分类支出结构, 在不同阶段各类信息消费在总信息消费中所占比例不同 (图1) 。调整后2010年实际人均教育消费增长幅度最低, 比1995年仅增长了0.35倍, 人均通信消费增长了7.96倍, 文化娱乐支出增长了3.20倍, 文化娱乐用品支出增长最多, 增长13倍。
1.2 人均信息消费结构的变化
1995-2010年间安徽城镇居民信息消费结构的变化较大, 各类信息消费支出在总信息消费支出中所占的比重 (占比) 变化不一, 有升有降。表2是以市价结构和1995价格 (不变价格) 表示的人均信息消费结构变化, 从市价支出占比看, 1995-2010年教育消费占比始终排在第一, 人均通信消费占比排第二;扣除价格变化因素, 实际信息消费支出结构中, 教育占比由1995年的42%下降到2010年10%, 通信占比由1995年27%上升到2010年42%, 文化娱乐用品由1995年16%上升到2010年38%, 文化娱乐服务由1995年15%下降为2010年11%。由此可见, 近十几年来, 信息消费发展较快的是通讯和文化娱乐用品, 较慢的是教育和文化娱乐。这种变化表明, 由于通讯类产品和文化娱乐用品 (电视、电脑等) 价格在大幅下降后, 人们有条件增加这类产品消费, 其实际消费占比已超过了教育消费。居民教育和文化娱乐消费市价占比的提高主要是其物价上升造成, 并非全是实际消费提高。由于教育消费是信息消费结构中基础性消费, 所以具有刚性特点, 在收入有限时优先被满足。只有在基础性消费获得满足的基础上, 才有更高层次的文化娱乐消费需求, 文化娱乐消费增加是生活质量提升的体现;随着经济增长和人们收入水平的提高, 居民对各类信息消费品和服务的支出不再仅满足于基础信息需求, 而逐渐转向更先进的信息传播及接收工具的消费, 追求快速获取信息和与个人发展有关的知识信息 (精神享受) 消费。信息消费层次已逐渐由基础型向发展型和享受型转变。
通过对安徽13个地区城镇居民各类信息消费结构变化可看出, 2000-2010年安徽各地区城镇居民信息消费以教育和通讯消费为主体 (图2) , 表明现阶段安徽城镇居民信息消费层次不高, 仍以基础信息消费为主。13个地区比较, 铜陵市教育占比最高为42.3%;亳州市通信消费占比最高为41%;蚌埠市文化娱乐用品占比最高为18.8%;宣城市文化娱乐服务占比最高为17.4%。
由表3可知, 各地区总信息消费排名与教育消费排名基本一致, 意味着教育消费水平与总信息消费水平高度相关, 2000至2010年马鞍山城镇居民总信息消费、文化娱乐用品、文化娱乐服务、教育消费平均排名第一, 通讯消费排名第二, 其可支配收入也是第一。亳州市城镇居民总信息消费、文化娱乐用品、教育消费平均排名最后, 文化娱乐服务排12名, 通讯排10名, 收入排名11, 显然收入水平决定信息消费水平。
2 安徽各地区城镇居民信息消费结构差异
2.1 基于面板数据信息消费El ES计量模型
目前, 对消费行为及趋势的分析一般采用扩展线性支出系统模型 (Extend Linear Expenditure System, ELES) 。El ES模型理论假定某一时期人们对各种商品 (服务) 的需求取决于人们的收入和各种商品的价格, 而且人们对各种商品的需求分为基本需求和超过基本需求之外的需求2个部分, 并且认为基本需求与收入水平无关, 居民在基本需求得到满足之后才将剩余收入按照某种边际消费倾向安排各种非基本消费支出, ELES模型满足需求函数的基本性质, 并且直观地反映了消费支出的构成情况;利用模型还可以直接求得边际倾向、需求的收入弹性和价格弹性。利用面板数据建立ELES模型不仅可以显示个体时点之间的差异, 同时还可以更好地识别和度量纯时间序列和纯截面数据所不能发现的影响因素。
ELES模型的一般形式为:
(1) 式中, CL代表第L种类商品的消费支出, PL表示L种商品的消费价格, XL为对第L种商品的基本需求量, βL为第L种商品的边际消费倾向 (ΣβL<1) , Y代表收入, 本式中Y为城镇居民人均实际可支配收入, 为用于基本需求以外的可支配收入。对方程 (1) 两端求和
上式中于是 (2) 式成为:C=α+βY+μ
面板数据的El ES模型基本形式为:
在此, L=0, 1, 2, 3, 4分别表示总信息消费、教育、通信, 文化娱乐、文教娱乐用品, i=1, 2…13分别表示地区, t=2000, …2010, 表示年份。本文要做安徽13个地区之间的差异分析, 时间跨度是2000-2010的数据, 以各类信息消费支出为因变量, 以各地区年人均可支配收入为自变量建立面板数据模型。在时间方向上有11个取值点, 横截面上有13个单位, 即N=13;为了便于地区比较, 同时反映各时期特有的影响, 将 (3) 式中基本消费αit分解为总体均值截距项α0、地区个体影响ZL i和时期影响TL t, 于是改进的ELES模型变换为:
(4) 式中表示i地区城镇居民家庭t年的人均实际L类信息消费支出;Yit表示i地区城镇居民家庭t年人均实际收入;代表地区因素对L类信息商品基本消费的偏离, 仅随地区不同而异;仅随时间而不同;它包括了那些随时点变化但不随个体变化的难以观测到的变量的影响, 两者的变化都与相关, μit为随机干扰项, 这里假定它满足古典线性回归模型的所有假定。 (4) 式分离出并量化了信息消费的地区差异和时间差异。由于考虑了价格和消费需求对消费结构的影响, 该ELES模型能较好地诠释居民各项消费结构指标。数据来自2000-2010年的《中国统计年鉴》、《安徽统计年鉴》。由于仅对样本本身的个体差异情况进行分析, 所以使用固定效应模型;通过比较发现, 个体、时点双固定效应模型与其他模型相比, 回归的拟合优度都有不同程度的提高, 参数显著性水平提高。利用上述面板数据和Eviews6.0计量软件, 分别建立人均各类信息消费支出ELES模型 (5个方程) , 各类信息消费ELES模型估计结果 (见表4) 显示, t检验基本都在5%的显著水平通过检验。从R2看, 模型拟合程度较好。
2.2 模型实证分析
2.2.1 基本消费的地区差异分析
表4中地区因子反映某类消费的地区差异, 由于个体因子是L类基本消费的一部分, 若越大, 说明该地区居民在某类消费上的基本消费越大, 反之亦然。在表中, 时点因子Tt反映居民消费结构的时期差异。某类消费的时点因子越大, 说明居民在该年对该类消费的投入越多。实证结果表明:安徽城镇居民人均总信息消费支出的地区差距较大。信息消费支出的地区影响波动很大, 从马鞍山的231.61 (最大值) 到亳州的-269.60 (最小值) , 地区间相差悬殊。表3中, 淮北、蚌埠、宣城、滁州、安庆、亳州的地区因子为负值, 表明这些地区自发消费低于总体平均自发消费水平, 马鞍山、合肥等地区因子为正值地区, 其自发消费高于总体自发消费水平。教育地区因子表明马鞍山、合肥等地区基本教育消费水平较高, 亳州基本教育消费水平较低;通讯消费地区差距较小, 通信自发消费最高的是合肥, 最低是滁州;文化娱乐用品地区因子最高的是马鞍山70.65, 最低的是亳州-92.39;文化娱乐基本消费总体均值较低, 地区差距波动不大, 淮南、蚌埠、安庆、亳州的个体因子为负, 说明这些地区文化娱乐消费还处在较低水平, 主要受收入的制约, 享受型的信息支出也就更少。安庆、亳州两地各项信息消费地区影响因子全部是负值, 说明这二个地区信息消费低于安徽整体信息消费水平 (表3、表4) 。
由表5可知, 虽然可支配收入地区差距在扩大, 但2010年教育、通讯、文化娱乐服务3类消费的地区差距比2000年缩小, 2010年文化娱乐用品消费的地区差距较2000年扩大。
↓表示差距缩小、↑表示差距扩大。
2.2.2 信息消费的收入弹性和价格弹性分析
1) 信息消费需求的收入弹性。信息需求的收入弹性是指在其他条件不变的情况下, 居民收入每变动1%, 引起的信息商品需求量变动的百分数, 记为η, 计算公式为:
2) 信息消费需求的价格弹性。信息需求的价格弹性是指在其它条件不变的情况下, 信息产品价格变化1%时所引起的信息消费需求量的变化。根据消费支出额计算商品的自价格弹性 (εL) , 计算公式为:
由公式 (5) (6) 计算表明, 各类支出的收入弹性为正, 表明信息消费与收入有正相关性, 价格弹性为负, 表明信息消费与价格是负相关。各类信息消费的平均收入弹性和价格弹性大小顺序是人均文化娱乐>文化娱乐用品>教育>通信, 教育和通信消费是信息消费中的基础消费, 目前安徽基础信息消费占总信息消费比例较大。
注:收入与价格弹性是2000-2010年平均值。
低消费地区在教育、文化娱乐用品和文化娱乐的收入与价格弹性明显大于高消费地区, 低消费地区基本消费远低于高消费地区 (表6) 。
2.2.3 各类信息消费的边际消费倾向
2000-2010年安徽城镇居民信息消费平均边际消费倾向大小依次为:教育>文化娱乐>文化娱乐用品>通信, 表明安徽教育和文化娱乐消费需求较大;教育和文化娱乐消费价格上升较快, 由于教育消费缺乏价格弹性, 导致其基本消费成本上升, 为保证基本消费水平, 其边际消费倾向较高。现实中教育消费支出的增加主要是因为价格的增加而导致, 如果扣除物价增长因素, 实际教育消费增长很少, 低收入居民只能减少其他信息消费来保证教育支出。
2.2.4 各类信息消费的时期影响
总体而言, 2006年之前安徽城镇居民信息消费层次不高, 以教育和通信消费为主体, 2005年前各类信息消费的时间影响效应基本为负, 主要因为收入水平偏低, 对信息消费的投入也就相对较少。从表4中时间影响效应变化可以看到, 2006年、2007年、2010年总信息消费时间影响效应出现大的上升, 教育消费时间影响效应2001出现大幅上升, 2002年大幅下降, 2006年由负转正, 波动趋于缩小, 由于教育消费价格不断上涨, 在一定程度上抵消和抑制了部分居民教育消费增长。通信、文化娱乐用品消费时间影响效应呈波动性的N型向上趋势, 通信时间影响效应波动幅度大, 随时间上升较快, 由2000年的-141.89到2010年182.90, 这种阶段性特点是由为通信工具和文化娱乐用品耐用消费品的特点决定, 例如居民个体在2003年集中购买电视或电脑等耐用品可以用很多年, 之后几年没有这类消费, 当若干年后出现新型电视或电脑引发又一轮消费高潮。文化娱乐消费时间效应随着居民收入和生活水平的提高以及消费观念的变化, 2007年由负转正, 2010年出现很大幅度的提高。田凤平等研究认为消费总支出和信息产品价格对各自信息消费支出份额的边际影响都存在一个最大值, 当边际影响未达到该最大值之前, 边际影响随着信息消费总支出的增加而不断增加, 当边际影响达到该最大值之后, 消费总支出对信息消费支出份额的边际影响随总支出的增加而逐渐减少, 而当消费总支出超过某一更高水平后, 该边际影响又呈上升趋势, 价格对信息消费支出份额边际影响的上升速度呈现出阶段性特征。
3 优化信息消费结构建议措施
安徽教育和文化娱乐消费比较滞后, 教育消费2007年有较大上升, 形成赶超态势, 2010教育消费排名上升到全国第9, 说明城镇居民在教育上投入加大。文化娱乐消费上升到14名, 逐渐成为消费的增长点。实证分析表明, 未来安徽信息消费发展的重点是教育和文化娱乐消费, 但由于教育消费具有刚性特点, 历史欠账较多, 文化娱乐消费应具备相应文化素质, 笔者认为, 应从提高居民个体信息消费能力着手, 促进信息消费结构优化, 居民个体信息消费能力是由居民信息素质和支付能力构成。信息素质由所受相关教育程度决定, 支付能力由收入和时间机会成本决定, 居民信息消费不均衡很大程度是因为受教育差距和收入差距。针对安徽城镇居民信息消费结构现状, 提出以下建议:
1) 增加居民收入与减小收入差距并重。实证分析表明, 安徽信息消费支出最少的地区 (亳州) 教育消费的收入弹性较高, 文化娱乐用品和文化娱乐服务消费需求的收入弹性大于1, 其消费短期内受收入的影响大于长期的影响。从基础条件看, 支付能力不足是导致信息消费差距的主要原因, 相比之下, 高收入城镇 (马鞍山) 居民比低收入城镇居民年人均信息消费支出就高, 提高落后地区城镇居民信息消费能力, 最根本的是增加居民收入。因此, 努力提高中低收入家庭的居民收入水平, 进一步缩小居民的收入差距, 有助提高居民对信息消费的支出, 有助提高文化娱乐消费水平。
2) 发展教育产业, 提高居民信息素质。教育是准公共产品, 具有很强的经济与社会效益, 一般来说, 在人们支付能力有限时, 人们的选择通常是放弃或降低文化娱乐消费。安徽教育基础设施不足, 不能提供多品种的教育产品, 满足不了公众的需求, 从而会影响居民进行高层次信息消费的积极性。因此, 应加快缩小地区教育差距。政府在教育经费的投入中, 应实行向经济落后地区倾斜、向教育条件薄弱的学校倾斜、向低收入阶层倾斜的政策;要增加教育产品供给, 降低教育消费价格。尤其应加大对落后地区、知识层次较低者和普通民众的教育培训, 改变他们的观念, 增强人们信息消费的愿望和能力, 使居民的信息素质得到均衡提高。
3) 降低信息产品消费价格。信息消费的价格弹性略大于收入弹性, 目前文化娱乐用品和文化娱乐消费价格弹性较高, 一方面居民对高科技信息消费有强烈的需求, 而另一方面由于对信息消费使用先进设备的费用高而承受不起, 难于进入应用领域。要提高信息化普及率, 使信息通道能够深入到千家万户, 使普通老百姓能接触网络, 享受科技文明, 为此, 要引入竞争机制, 完善管理体制, 吸引更多电信、网络服务商的参与, 不断打破垄断, 以降低电信、网络使用资费。
4) 引导居民合理信息消费。安徽城镇居民在必需信息消费品得到满足的前提下, 向追求各种高层次的信息商品延伸, 居民信息消费水平和结构不断优化。可针对不同收入群体引导消费:①高收入群体:在信息消费时更加注重追求精神消费和服务消费, 他们信息消费的时尚化与个性化日趋明显, 对于这一层次的消费群体, 关键在于通过丰富其消费内容来提升其生活品位。②中等收入群体:由基本信息消费向享受型、发展型的信息消费倾斜, 对于这一层次的消费群体, 应该转变其消费观念, 引导即期消费③低收入群体:对于这一层次的消费群体, 主要是提高基础信息设施普及率, 满足基本的信息消费需求。
摘要：本文分析了1995-2010安徽城镇居民信息消费水平及结构变化的现状, 建立基于2000-2010年面板数据的信息消费ElES计量模型。动态分析安徽城镇居民信息消费结构呈现的地区和时期差异, 计算比较各类信息消费的基本消费、边际消费倾向、收入弹性与价格弹性, 揭示安徽城镇居民信息消费结构的主要特征, 为提高居民信息消费层次, 缩短与发达省份的距离, 实现信息消费结构优化提出措施建议。
关键词：信息消费结构,地区差异,安徽城镇居民,面板ELES模型
参考文献
[1]本报记者左娅.信息消费:扩大内需新引擎[N].人民日报, 2012-11-29 (010) .
[2]中国国家统计局:1996-2011年《中国统计年鉴》:http://www.stats.gov.cn/tjsj/ndsj/
[3]中国知网:中国年鉴网络出版总库1996-2010《安徽统计年鉴》, http://epub.cnki.net/grid2008/index/ZKCALD.htm.
[4]郑兵云.中国城镇居民信息消费的差异性研究[J].统计与信息论坛, 2007 (, 01) :103-107.
[5]胡晓丽.基于面板数据的ELES模型研究[D].浙江工商大学, 2012.
[6]魏宁.我国城镇居民消费结构变化的实证研究[D].吉林大学, 2012.
面板模型分析 篇11
【关键词】绩效分析；多维动态面板数据；创业板
一、引言
2009年10月，首批28家创业板公司在深交所挂盘交易，这是中国资本市场一件具有里程碑意义的事件。2011年11月，距首批28家创业板公司登陆深交所上市交易两周年之际，新任中国证监会主席郭树清先生推出了创业板退市制度。创业板在国内是一个新鲜的事物，故对创业板的绩效分析没有完善的方法可供借鉴。不过，很多的学者利用各种统计方法对中小板及各行业上市公司进行过一些研究。林森采用stoNED方法，结合DEA与SFA方法的优点，对中国商业银行1996年～2005年间的绩效进行评价，认为我国国有股份制商业银行的经营绩效显著低于非国有股份制商业银行。本文选取首批登陆创业板的28家上市公司2009年至2011年的经营数据作为研究对象，采用多维面板数据分析方法，利用因子分析对这些上市公司的经营绩效进行评价，为创业板公司经营业绩的评价方法提供一种新视角。
二、方法简述
（1）思想原理。利用多元统计中的因子分析法，对多维面板数据进行动态处理。根据原始变量相关性的大小对原始变量进行分组，使得同组内变量间的相关性较高，不同组的变量相关性较低。每组变量代表一个基本结构，通过几个主因子的方差贡献率作为权重来构造综合评价函数，简化众多原始变量及各指标间的重复信息。对多维面板数据进行动态处理，可避免仅用一个截面数据进行绩效评价的片面性，同时也可以深度挖掘潜藏在面板数据中的有效信息。（2）具体步骤。搜集数据，构造原始数据矩阵；将原始数据正态标准化，以使不同指标的数据有比较意义；计算各年份的相关系数矩阵；计算各个时间截面相关系数矩阵的特征值及特征向量；根据因子贡献度选取主因子，构造主成分的线性表达式；建立并计算各个时间截面的样本综合评价函数，构造综合评价矩阵；对综合评价矩阵进行因子分析，得出因子得分，按照因子得分对各上市公司进行排名。
三、实证分析
（1）数据选取。采用2009年10月30日在深交所首批上市的28家创业板公司2008年至2011年的年报数据进行分析，数据来源于银河证券海王星交易软件。根据年报数据，考虑创业板上市公司的资产负债情况、利润构成情况、盈利及成长能力情况以及每股财务情况，共选取了如下11个具体指标：资产总额、资产负债比、利润总额、净利润、净利润现金含量、主营业务收入、净资产收益率、净资产增长率、每股收益、每股净资产、每股现金流量。（2）分析过程。第一，选取28家上市公司2008年至2012年的年报财务数据中的11项指标，以每年为一个截面，分别对每个截面数据进行主成分分析。得到一个各年份的综合评价矩阵。第二，对综合评价矩阵进行样本适度检验。KMO检验值为0.517，大于0.5，说明样本容量是可行的。Bartiett球度检验的卡方值为47.925，P值为0，显著性水平小于0.05，说明可以对该面板数据进行因子分析。第三，按照方差贡献率提取了两个主因子，根据因子分析方法得出因子总得分计算公式为：F=0.589f1+0.411f2，依此得出，28家上市公司的绩效排名（表1）。第四，结果分析。表1给出了分析的结果。将该结果与2011年年底，各上市公司股价市盈率进行比较，发现这两个排名比较接近。这说明，用该方法对这些上市公司的经营绩效排名基本符合市场预期，该绩效排名也能从一定程度上解释上市公司的股价水平。
四、小结
本文提出了一种对上市公司经营绩效分析的新方法——多维面板动态因子分析法。介绍了该方法的思想原理、具体步骤，并利用该方法对首批上市的28家创业板公司进行了实证分析。从实证分析结果看，该方法的排名与上市公司股价的市盈率基本吻合，说明该法在某种程度上可以用来衡量上市公司的经营绩效并解释其股价的波动。
参 考 文 献
[1]林森.基于StoNED方法的中国商业银行绩效研究[J].统计与决策.2009（7）
[2]程华.我国上市银行绩效研究的新视角[J].统计教育.2011（11）
[3]谢晓菲.银行绩效评估新方法--经济增加值和平衡计分卡的互补融合[J].企业导报.2010（3）：175
面板模型分析 篇12
自主创新和技术引进是一国或某一地区技术进步的主要方式。就像技术进步对就业的影响一样,自主创新和技术引进对就业的影响也十分复杂,一方面,自主创新和技术引进可以创造就业,另一方面又对就业产生替代和挤出作用。就自主创新的双重就业效应来说,比较通行的观点是,产品创新对就业有很强的正效应,相对于过程创新对就业的影响不明确或较为微弱,产品创新表现出明显的就业增长效应;与此相应,R&D投入与就业的关系也倾向于正相关。对于技术引进而言,目前,引进国外先进技术的方式,主要是通过直接购买外国技术或技术设备的技术贸易方式,以及通过外商直接投资和国际贸易等渠道的间接引进方式。由于外商直接投资不仅会带来先进技术与管理经验,而且通过示范效应、竞争效应以及跨国公司的人员培训和流动等途径还会产生技术溢出作用,从而提高东道国的技术水平,所以,众多研究均把外商直接投资作为技术引进的替代指标。而外商直接投资对就业的影响非常复杂。一方面,外商直接投资对就业的影响不仅有增加就业岗位的直接影响,还有通过生产、消费、人员流动等方式对就业产生的间接影响;另一方面,外商直接投资不仅有投资拉动就业的创造效应, 还有与国内投资之间可能存在的挤出关系而引起的替代效应。所以,外商直接投资对就业的总效应是不确定的[1,2]。实际上,利用外资对东道国解决就业的作用并不总是显著的, 且不同的国家和地区之间差别很大。
本文基于1990—2010年我国29个省市区的面板数据,利用计量经济模型对我国自主创新、技术引进影响就业的关系进行实证分析,进而说明自主创新与技术引进对就业的影响究竟有什么样的差别,自主创新和技术引进促进就业增长的作用是否存在地区差异,以及我们从本文实证分析结果中能够得到什么样的政策结论。相对于国内已有文献的研究成果,本文的特点是把自主创新、技术引进这两个因素纳入到同一个计量经济模型,综合分析它们对就业的影响,这是一个比较新颖的研究视角。本文的内容安排为:第一部分为模型设定与数据说明;第二部分是模型估计及结果分析;第三部分进一步探讨自主创新、技术引进影响就业的地区差异;最后第四部分是结论。
1 模型设定及数据说明
1.1 模型设定
为了综合研究自主创新、技术引进对就业的影响,本文参照王光栋等[3]的思路构建以下的实证分析模型。我们首先假定生产函数为Cobb- Douglas 函数:
Y=AKaLβ (1)
其中:Y为实际产出,K为资本存量,L为投入的劳动力,α和β分别表示资本和劳动力产出的弹性系数。参数A为全要素生产率,表示综合技术水平,它是一个随时间变化的量。由于自主创新和技术引进是一国或地区技术进步的主要方式和途径,因此,全要素生产率不仅受自主创新的影响,技术引进也必将对生产率产生重要影响,所以,本文参照吴延兵[4]的做法,将全要素生产率定义为:
A=Bef(ZL,FDI)+δT+ε (2)
上式中B为常数项,T为时间趋势,ε为误差项,ZL和FDI表示技术进步的两种主要方式,即自主创新和技术引进,本文中分别用专利数量和外商直接投资来作为其代理变量,并将式(2)中函数f(·)设定为:f(·)=φlnZL+γlnFDI
基于厂商最优雇佣的原则,即假设所有企业都是追求利润最大化的,利润函数为:
π=PY-wL-rK (3)
其中,π、P、w和r分别为利润、产品的价格、工资率和资本的租金。由利润最大化的必要条件可得:
对(1)式求L的偏导数后代入(4)式,有:
把(2)式代入(5)式,两边取自然对数,整理后有:
基于上面的推导,本文将计量经济模型设定为:
lnL=β0+β1lnK+β2ln(w/p)+β3lnZL+β4lnFDI+ε (7)
将模型(7)应用到面板数据,则表示为: (8) 其中, i指第i个省区市,t指第t年。被解释变量L表示就业人数;解释变量K为资本存量,用(w/p)表示实际工资水平;ZL和FDI则分别表示自主创新和技术引进因素;β0为截距项,在面板数据模型中根据需要包括个体效应和时间效应;ε为随机误差项,β1、β2、β3和β4为待估系数。由于(7)式是一个双对数模型,所以模型中各解释变量前的待估系数均表示就业水平的变动率与解释变量的变动率之间的关系,反映了当解释变量变化1%时,就业水平变化的百分数;系数的符号表示它们对就业影响的方向,而系数的大小则反映了其影响程度。
1.2 数据说明
本文的样本数据是一个由29个截面、21年时间组成的模板数据,时间跨度为1990—2010年,包含的样本为29个省市区(我国港澳台地区未统计在内;西藏有较多数据缺失故略去;重庆市的相关数据并入四川省)。具体说明如下:
(1)被解释变量(L)采用各地区年底就业人员数。
(2)解释变量中的物质资本存量(K):对省际物质资本存量的估算采用永续盘存法,其公式为:
Kit=Kit-1(1-δit)+Iit/pit
其中:K指物质资本存量;i指第i个省区市;t指第t年;I/P为当年的实际投资;δ表示折旧率。涉及到的变量及参数选取参照了张军等的做法[5],但本文物质资本存量的不变价格计算是以1990年为基年。基年省际物质资本存量由张军等[5]所给出的代表性年份中国省际物质资本存量(以1952年不变价计)以及固定资产投资价格指数经过转换来计算,其中:当年投资指标使用的是固定资产形成总额;名义投资折算成不变价格投资所采用的价格平减指数,1996年之前的采用张军等计算的投资隐含平减指数,1996—2010年则直接采用《中国统计年鉴》公布的固定资产投资价格指数;固定资本形成总额的经济折旧率选取9.6%。
(3)实际工资水平(w/p):采用扣除物价变动因素后的职工平均水平,即名义平均工资除以消费价格指数,基年为1990年。
(4)自主创新(ZL):采用专利数作为衡量指标,这是目前最为广泛使用和受到认可的一个指标。
(5)技术引进(FDI):一般意义上,包括国外技术引进和国内技术引进,而引进国外技术主要有两种方式,一是直接引进国外先进技术,二是通过外商直接投资和国际贸易等渠道间接引进先进技术。本文采用外商直接投资作为替代指标,这也是目前一个普遍的做法。个别年份青海省缺少外商直接投资统计数据,我们虚构了一个很小的量代替。
上述所有变量的数据均来源于《新中国60年统计资料汇编》和《中国统计年鉴》(1991—2011)。表1是这些变量的描述性统计。
2 模型估计及结果分析
对面板数据模型(8)的估计,可以采用普通最小二乘法进行混合数据估计,或者采用固定效应和随机效应。理论上,面板数据模型的设定和筛选宜采用HAUSMAN检验。本文HAUSMAN检验结果显示宜采用固定效应模型。表2中的模型Ⅰ是本文面板数据模型的固定效应估计结果。我们进一步对固定效应模型的估计进行自相关和异方差检验,利用Wooldridge关于面板数据自相关检验以及Greene关于面板数据的异方差检验,结果表明存在一阶序列相关和异方差①,因此,本文进一步采用面板修正的标准差估计(PCSE)方法对模型进行校正。利用PCSE调整协方差的OLS估计,是一种非常稳健的OLS估计,其估计得到的系数的t统计量可以准确地反映变量的真实显著性。表2中的模型Ⅱ是对面板数据模型(8)采用面板修正的标准差估计(PCSE)方法得到的估计结果。相对于固定效应模型(FE)的估计结果,面板修正的标准差估计(PCSE)结果的R平方值更大,而且估计系数的显著性水平也有提高。
从估计结果看,上世纪90年代以来,自主创新和技术引进对我国就业增长的影响存在较大差异。自主创新促进就业增长的效应非常显著,而且自主创新的就业弹性在所有解释变量中是最大的。这说明过去二十多年间自主创新促进就业增长的作用相对于投资等因素更为明显。0.18的弹性值表明用以衡量自主创新因素的我国专利数每增加1%,则会带来就业总量0.18%的增长。但技术引进对就业增长的影响则不同,不仅弹性系数低,仅为0.01,而且在统计意义上还不显著。技术引进对我国就业的影响之所以不显著,究其原因,主要是由于外商直接投资对东道国就业的影响同时具有创造和替代的双重效应,从而导致外商直接投资对就业的影响不明确,特别是在劳动力丰富的发展中国家,如果外商投资企业进入资本密集行业,在投资时又不带有技术转让,那反而会导致东道国总体就业水平的下降。
此外,模型的估计结果还表明,过去二十多年间,投资对我国就业总量的增长也起到了显著的促进作用,而实际工资水平的变化对就业的影响符合理论上的预期,即工资水平的提高会减少企业对劳动力的雇佣数量。
注:1)表中括号内为估计系数的标准误差;2)***表示系数在1%水平显著,**表示显著性水平为5%;3)FE表示固定效应模型,PCSE为面板修正的标准差估计
3 自主创新、技术引进影响就业的地区差异
自主创新和技术引进对就业的影响十分复杂,这种复杂性还表现在不同地区自主创新和技术引进的就业效应各不相同。为了对这种区域差异进行检验,本文将29个省市区按照东、中、西划分为三个子样本②,并运用和上文相同的方法对其进行回归分析,表3是面板数据模型(8)的分地区的估计结果。
表(3)显示,分地区样本的估计结果和全部样本的估计结果并没有本质上的差别,投资对就业有显著的正效应,工资水平则表现为负效应,自主创新对就业的影响起到积极的促进作用,而技术引进对就业增长的影响并不显著。但不同地区之间,自主创新和技术引进对就业增长的影响程度还是存在明显的区别。在东、中、西部三大区域中,自主创新促进就业增长的作用程度由大到小依次为东部、西部和中部,而且东、西部和中部估计系数的差别还比较大,东部估计的弹性系数为0.19,西部是0.16,而中部仅为0.05。也就是说,中部地区专利数量每提高1%,只能带来就业总量0.05%的增长,大大低于东部和西部的效应水平。此外,三大区域中,技术引进对就业的影响虽然都表现为正效应,但都不显著,这表明技术引进与就业之间的关系并不存在显著的区域差异。
为什么会出现上述的地区差异?我们认为三大地区之间自主研发能力和技术引进方面存在的不均衡分布是其重要原因。从外商直接投资来看,过去二十多年间,80%以上的外商直接投资分布在东部地区,中、西部地区所获外商直接投资分别都不到全部外商直接投资的10%。专利的分布也具有同样的特征,以专利申请数为例,2010年东部地区专利申请数占到全部专利申请数的近六成,中部地区仅占一成,西部地区约三成多一点。此外,在变化趋势上,1990—2010年间,不论是外商直接投资还是专利的申请数,其年均增长率最高的是西部地区,分别为31.5%和24.5%,中部地区的年均增长速度最低,为27.8%和15.5%。同时,三大区域在自主创新和技术引进方面所占的比重变化也反映了类似的特征:1990—2010年间,东部和中部所占的比重均呈下降趋势,而西部地区外商直接投资和专利申请数量上所占的比重却表现为明显的增长势头,分别从4.9%增加到7.6%,以及从16.5%增加到32.8%。因此,我国三大地区自主创新和技术引进的不均衡分布的特点可以概括为:东部地区在绝对量和所占比重的相对量上均为三大地区之首,但增长速度有所放缓;中部地区在绝对量上虽然略胜于西部,但和西部的差距越来越小,而且在相对比重和增长速度上处于三大地区的最后;西部地区虽然总量少一些,但不管是比重变化还是增长率都是增长最快的地区。由此我们不难理解,为什么估计结果中会出现不同地区之间的这种差别。在自主创新促进我国就业增长的作用下,东部地区自主创新促进就业增长的作用最大,因为东部地区省份自主研发能力最强;西部地区的自主创新能力在迅速增强;而中部地区不仅自主创新能力弱,且提升缓慢,所以中部地区通过提高自主创新能力促进就业增长的作用受到了极大的限制。
注:1)表中括号内为估计系数的标准误差;2)***表示系数在1%水平显著,**表示显著性水平为5%;3)估计方法采用面板修正的标准差(PCSE)估计
4 结论及政策含义
本文基于我国1990—2010年29个省市区的面板数据,利用计量经济模型对我国自主创新、技术引进和就业增长之间的关系进行了实证研究。研究发现,自主创新对于促进我国就业增长有着显著的积极作用,但技术引进对我国就业的影响不显著;同时,自主创新、技术引进对就业增长的影响在我国东、中、西部三大地区之间存在差异,这种差异主要体现在不同地区之间自主创新和技术引进对就业增长的影响程度也各不相同。在我国东、中、西部三大区域中,自主创新、技术引进促进就业增长的影响程度东、西部较强,而中部地区最弱。
本文的研究结论有着重要的政策含义。自主创新促进就业增长的作用表明,我国自主创新的发展战略和就业发展目标两者并无矛盾,因此,加大政府支持、提高自主创新能力对经济社会和谐发展有积极意义,尤其是中西部地区,经济发展水平较低,就业问题突出,且自主创新能力偏弱,更需要健全体制机制,增强自主创新动力,加大科技投入,培养和引进科技创新人才,营造良好的自主创新环境。此外,技术引进对就业增长的作用不显著,这说明,基于我国就业发展目标,技术引进不能代替自主创新,而且,对外商直接投资的流向进行必要的引导,调节外商直接投资的区域结构、产业和行业结构,重视发挥外商直接投资和国内产业结构的互补与关联作用,对于促进我国就业增长的意义十分重大。
参考文献
[1]郑月明,董登新.外商直接投资对我国就业的区域差异与动态效应:基于动态面板数据模型的分析[J].数量经济技术经济研究,2008(5):104-113
[2]蔡兴,莫骄,冯志坚.中国出口、FDI与就业关系的区域差异分析[J].经济地理,2008(8):215-219
[3]王光栋,叶仁荪,王雷.技术进步对就业的影响:区域差异及政策选择[J].中国软科学,2008(11):151-160
[4]吴延兵.自主研发、技术引进与生产率:基于中国地区工业的实证研究[J].经济研究,2008(8):51-64