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2005年,我國對匯率制度進行重大改革,不再單一盯住美元,改為實施一籃子貨幣進行人民幣匯率定價的制度,這是向人民幣匯率市場化方向邁出的關鍵一步。此后人民幣匯率波動明顯加大,并呈現(xiàn)明顯升值趨勢,同時我國對外貿(mào)易發(fā)展迅速,貿(mào)易順差不斷增加。本文從實際有效匯率的角度來分析和研究人民幣匯率變動對我國貿(mào)易結構的影響并分析原因,通過實證方法加以驗證,最后給出相關的結論和政策建議。
一、我國貿(mào)易結構的變動分析
我們運用貿(mào)易特化系數(shù)(TSC,Trade Specialization Coefficient)這一指標來衡量和分析中國對外貿(mào)易結構的變動趨勢。本文中的對外貿(mào)易結構指的是對外貿(mào)易的商品結構,即各類進出口商品占全部貿(mào)易額的比例。貿(mào)易特化系數(shù)是一國某種/類貿(mào)易產(chǎn)品的凈出口額與其進出口總額之比,其計算公式為:TSC=(XM)/(X+M),-11。
一般說來,當TSC指標值越接近一1時,表明貿(mào)易產(chǎn)品在國際市場上的比較優(yōu)勢越低,當TSC指標值越接近1時,則表明貿(mào)易產(chǎn)品在國際市場上的比較優(yōu)勢越高,當TSC指標值接近零時,貿(mào)易產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢則比較均衡。如果一個地區(qū)的高級貿(mào)易部門的貿(mào)易特化系數(shù)呈上升趨勢,而低級貿(mào)易部門的貿(mào)易特化系數(shù)呈下降趨勢,那么可以認為該地區(qū)貿(mào)易結構呈優(yōu)化趨勢。
研究表明,我國貿(mào)易結構總體上呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的趨勢,全部進出口商品的TSC從1996年的0.04上升到2008年的0.12,累計增加了0.08,特別是工業(yè)制品貿(mào)易特化系數(shù)大幅上升, TSC從1996年的0.06上升到2008年的0.27,累計增加了0.21,顯示出工業(yè)制品競爭優(yōu)勢出現(xiàn)了較大的改觀,對整體貿(mào)易結構貢獻較大。同時,工業(yè)品自身的貿(mào)易結構也顯著改善,勞動密集型商品的貿(mào)易特化系數(shù)穩(wěn)中有升,1996-2008年間TSC累計增加了0.13,保持了較高的競爭力。而隨著我國科學技術水平的顯著上升,資本技術密集型商品競爭力不斷增強,1996-2008年間TSC累計增加了0.4,對我國貿(mào)易結構的改善貢獻不斷加大。
二、我國人民幣實際有效匯率的變動分析
有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率,它的變動反映出一國商品在國際市場上價格競爭力的變化。一國的名義有效匯率是指,以一國對外貿(mào)易伙伴國與該國的貿(mào)易額在該國對外貿(mào)易總額中的比重為權數(shù),將各貿(mào)易伙伴國的名義匯率進行加權平均而得到的匯率指數(shù);實際有效匯率是指名義有效匯率扣除通貨膨脹的影響后所得的匯率指數(shù)。實際有效匯率的上升表明匯率升值,匯率變動對一國產(chǎn)品的對外價格競爭力產(chǎn)生不利影響,反之則表示匯率貶值,匯率變動對一國產(chǎn)品的對外價格競爭力產(chǎn)生有利影響。本文所使用的人民幣實際有效匯率數(shù)據(jù)來自國際清算銀行(BIS)的月度有效匯率指數(shù),并通過幾何平均加權法計算年度指數(shù)。研究表明,我國人民幣有效匯率呈上升態(tài)勢,而且波動幅度較大,實際有效匯率指數(shù)和名義有效匯率指數(shù)走勢基本相似,特別是自2005年匯率改革以來,人民幣匯率升值趨勢明顯,升值幅度不斷加大,2008年比2005年升值了22.56%,這在很大程度上反映了人民幣匯率市場化傾向日益顯著,匯率波動和走勢更多地體現(xiàn)各種市場因素的綜合作用。
三、匯率變動對我國貿(mào)易結構影響的實證分析
本文運用單位根檢驗中的ADF檢驗對1996-2008年間貿(mào)易特化系數(shù)和人民幣實際匯率之間的平穩(wěn)性進行檢驗,其中REER代表人民幣實際有效匯率(數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行并經(jīng)過計算),TSC1、TSC2和 TSC3分別代表初級產(chǎn)品貿(mào)易特化系數(shù)、資本技術密集型商品貿(mào)易特化系數(shù)和勞動密集型產(chǎn)品貿(mào)易特化系數(shù)。結果表明,REER、TSC1、TSC2和TSC3是二階單整序列,可以進行進一步檢驗。
論文關鍵詞：外商直接投資，環(huán)境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經(jīng)濟發(fā)展，全球環(huán)境的承載壓力越來越大。經(jīng)濟學家也密切關注環(huán)境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環(huán)境質量隨著經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環(huán)境竟次理論是指不同國家或地區(qū)間對待環(huán)境政策強度和實施環(huán)境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環(huán)境標準而使本國的工業(yè)失去競爭優(yōu)勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環(huán)境標準和次優(yōu)的環(huán)境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經(jīng)濟競爭時更低的環(huán)境標準，從而加劇全球環(huán)境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環(huán)境標準的情況下，國內企業(yè)和環(huán)境標準低的外國企業(yè)相比失去其競爭優(yōu)勢，從而使高環(huán)境標準國家的企業(yè)將生產(chǎn)轉向低環(huán)境標準國家。若在實行不同環(huán)境政策強度和環(huán)境標準的國家間存在自由貿(mào)易，實行低環(huán)境政策強度和低環(huán)境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業(yè)所承受的環(huán)境成本相對要低。在該國進行生產(chǎn)時，其產(chǎn)品價格就會比在母國生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產(chǎn)方面具有更大的優(yōu)勢。這種由成本差異所產(chǎn)生的“拉力”會吸引國外的企業(yè)到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業(yè)運用的生產(chǎn)和污染消除技術通常比東道國本地的企業(yè)更先進和更有利于改善環(huán)境。如果這些企業(yè)能夠替代部分東道國同行業(yè)低效生產(chǎn)的企業(yè), 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發(fā)現(xiàn)中國的FDI存量與環(huán)境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現(xiàn)出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區(qū)域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數(shù)量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區(qū)利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區(qū),主要集中于東部地區(qū)項目管理論文，東部地區(qū)主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區(qū)引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區(qū)主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統(tǒng)計口徑一致和數(shù)據(jù)的連續(xù)性，選取工業(yè)廢氣排放總量（億標立方米）、工業(yè)廢水排放總量（萬噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬噸）、工業(yè)固體廢物排放量（萬噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)二氧化硫排放量（萬噸）為環(huán)境污染指標；人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）作為經(jīng)濟增長指標，此外，考慮國際貿(mào)易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量，Y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元），F(xiàn)DI表示外商直接投資（萬美元）。環(huán)境污染指標數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年中國統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)整理項目管理論文，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年省（市）統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數(shù)，LNY、LNFDI分別表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資的自然對數(shù)。本文中東部十一個?。ㄊ校閺V東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數(shù)據(jù)研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環(huán)境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數(shù)據(jù)模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計的有效性。根據(jù)截距向量和系數(shù)向量中各分量限制要求的不同，面板數(shù)據(jù)模型可分為無個體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種形式。在面板數(shù)據(jù)模型估計之前，需要檢驗樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數(shù)，T表示每個截面成員的觀察時期總數(shù)，參數(shù)表示模型的常數(shù)項，表示對應于解釋變量的k×1維系數(shù)向量，k表示解釋變量個數(shù)。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數(shù)相等；H2:截距項和個體變量系數(shù)都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數(shù)混合估計；如果H2被拒絕,則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數(shù)。變系數(shù)、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3,面板個體數(shù)量為N，面板時間跨度為T，根據(jù)Wald定理在H2假設條件下構建統(tǒng)計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統(tǒng)計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1),N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K,N(T-K-1)]
若計算得到的統(tǒng)計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續(xù)檢驗假設H1。反之，則認為樣本數(shù)據(jù)符合無個體影響的不變系數(shù)模型。若計算得到的統(tǒng)計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數(shù)模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P數(shù)據(jù)，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環(huán)境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩(wěn)序列?；貧w結果見表1-表8
（一）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣影響差異分析
表1 東部地區(qū) LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
［關鍵詞］獨立學院；國際經(jīng)濟與貿(mào)易；實踐教學
［中圖分類號］G642.0 ［文獻標識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）10-0160-02
1 國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)人才需求現(xiàn)狀
獨立學院國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)主要是面向企業(yè)培養(yǎng)其所需人才。自從我國加入WTO以來，我國對外貿(mào)易權的管理方式由原來的審批制改為備案登記制，準入門檻降低后，具有進出口經(jīng)營權的企業(yè)大幅度增加。由于國際貿(mào)易特殊的貿(mào)易環(huán)境和運作慣例，外經(jīng)貿(mào)業(yè)務工作具有較高的風險性、較強的專業(yè)性。企業(yè)作為自主經(jīng)營、自負盈虧的獨立法人，在員工招聘中傾向于錄用動手能力強、能夠直接進入業(yè)務狀態(tài)的外貿(mào)人才。對于中小企業(yè)而言，業(yè)務量不大、設崗較少，要求外貿(mào)應用型人才具有全面的操作技能和綜合應用能力；對于大型企業(yè)而言，業(yè)務量大、部門分解較細、設崗較多，要求外貿(mào)應用型人才具有過硬的專門操作技能和獨立解決問題能力。無論是大企業(yè)，還是中小企業(yè)，他們的貿(mào)易程序都是相同的。
出口貿(mào)易的基本程序通常分為三個階段：出易前的準備、簽訂出口合同和履行出口合同。出易前的準備包括編制出口計劃、組織貨源、國外市場和客戶調查、制定出口經(jīng)營方案、建立客戶關系、開展廣告宣傳、辦理商標注冊；簽訂出口合同包括邀請發(fā)盤、發(fā)盤、還盤和接受；履行出口合同包括以收取貨款為核心的貨物、租船訂艙、辦理保險、出口報關、辦理保險、繕制單據(jù)、出口收匯核銷、出口退稅；必要時，還有出口索賠。
進口貿(mào)易的基本程序通常也包括三個階段：進易前的準備、簽訂進口合同和履行進口合同。進易前的準備包括編制進口計劃、國外市場和客戶調查、制定進口經(jīng)營方案、建立客戶關系、選擇交易對象；簽訂進口合同包括邀請發(fā)盤、發(fā)盤、還盤和接受；履行進口合同包括以交付貨款為核心的租船訂艙、派船接運、辦理保險、買匯、審核單據(jù)、進口付匯核銷、進口報關、檢驗貨物；必要時，還有進口索賠。
從國際貿(mào)易的進出口程序可以看出，國際貿(mào)易所涉及的業(yè)務環(huán)節(jié)非常多。因此，獨立學院國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)培養(yǎng)的人才應該是復合型、應用型人才。具體來說，該專業(yè)的畢業(yè)生應具備的技能和能力包括：①基本技能，如閱讀技能、寫作技能、現(xiàn)代辦公設備操作技能、網(wǎng)上進行商務處理技能、商品檢驗技能、識別與填制外貿(mào)單證技能。②基本能力，如自學能力、創(chuàng)新能力、組織管理能力、應變能力。③專業(yè)能力，如貿(mào)易業(yè)務處理能力、外語運用能力。
2 獨立學院國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)實踐教學存在的問題
2.1 實習與畢業(yè)論文相互脫節(jié)
實習是學生在系統(tǒng)地完成專業(yè)教學計劃所規(guī)定的相關課程的基礎上進行的熟悉進出口業(yè)務程序的現(xiàn)場活動。畢業(yè)論文是國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)本科生實踐教學非常重要的環(huán)節(jié)，是學生運用所學習的基本知識和基本理論，去研究和探討實際問題的實踐鍛煉，是綜合考察學生運用所學知識分析問題、解決問題以及動手操作能力的一個重要手段。撰寫畢業(yè)論文有利于培養(yǎng)學生綜合運用所學知識和技能解決較為復雜問題的能力，讓學生受到科學研究工作或設計工作的初步訓練。但是，由于外貿(mào)業(yè)務量大，一項外貿(mào)業(yè)務涉及時間較長，從發(fā)盤到完成業(yè)務全過程可能經(jīng)歷幾個月甚至更長的時間，而專業(yè)認識實習、專業(yè)實習、畢業(yè)實習和畢業(yè)論文安排在不同的學期，它們之間相互脫節(jié)，學生很難在實習單位親歷一筆完整的外貿(mào)業(yè)務，這樣就造成了實習的非系統(tǒng)性，畢業(yè)論文選題、開題與實習脫節(jié)，難免脫離實際，不利于學生的能力培養(yǎng)。
2.2 專業(yè)課案例教學不能相互銜接
案例教學是把實踐案例進行處理后引入課堂，讓學生根據(jù)案例提供的背景資料分析案例、討論案例，尋求解決實際問題的方案。案例教學使學生身臨其境般地經(jīng)歷一系列事件和問題，接觸各種各樣的組織場景，通過深入地研究與分析，加深對所學理論的理解，培養(yǎng)學生的感覺能力和反應能力，提高學生運用專業(yè)知識解決實際問題的能力。但是，由于各專業(yè)課任課教師均從所授課程角度出發(fā)組織案例教學，重點當然在所講課程之中，這就導致不同課程的案例很難形成一項完整的、系統(tǒng)的國際貿(mào)易業(yè)務，學生也很難將多門課程的知識應用到一筆業(yè)務，這樣就會造成所學知識的“無用性”，知識之間形成壁壘，很難相互銜接。
2.3 課程設計組織難度大
通過課程設計考查學生對相關理論的掌握情況，培養(yǎng)學生綜合運用所學理論知識分析和解決實際問題的能力。鍛煉學生的獨立工作能力，也是對理論教學效果的檢驗。但是，由于國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)課程所涉及的環(huán)節(jié)較多，如訊盤、發(fā)盤、還盤、接受，在合同磋商的每一個環(huán)節(jié)里，又涉及貿(mào)易術語、商品的數(shù)量和品質、商品的包裝、商品的運輸及保險、商品的檢驗、貨款的收付以及索賠等。教師在進行課程設計時，還要聯(lián)系其他課程的知識，不容易組織。
3 獨立學院國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)實踐教學改革措施
針對當前獨立學院國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)實踐教學中所存在的問題，根據(jù)國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)人才應具有的知識結構、能力結構和沈陽工業(yè)大學工程學院的自身特點，我們對國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)的實踐教學進行了改革，制定了具體的改革措施，取得了良好的效果。
3.1 實習與畢業(yè)論文相互銜接
我們首先對原有的時間短而又分散的專業(yè)認識實習、專業(yè)實習和畢業(yè)實習進行了整合，統(tǒng)一調整為四周的專業(yè)實習，將原來為期十三周的畢業(yè)論文調整為十八周，調整前后實習和畢業(yè)論文的總周數(shù)卻沒有變化。然后，在學期安排上也進行了調整：專業(yè)實習安排在第八學期前四周進行，畢業(yè)論文分兩個階段，第一階段為前四周，安排在第七學期后四周進行，第二階段為后十四周，安排在第八學期后十四周進行，專業(yè)實習恰好置于畢業(yè)論文的兩個階段中間。
改革之后，學生在指導教師的指導下，深入相關企業(yè)，選擇一筆或幾筆完整的國際貿(mào)易業(yè)務，利用畢業(yè)論文前四周的時間和寒假進行選題、開題和收集資料，從而確保論文選題的客觀性和實用性；在接下來的四周專業(yè)實習期間里，學生依據(jù)選定的論文題目和完整的國際貿(mào)易業(yè)務，利用所學的專業(yè)知識，繼續(xù)在企業(yè)里進一步了解、熟悉相關的業(yè)務，發(fā)現(xiàn)問題、分析問題、探討解決問題的方案；在畢業(yè)論文最后的十四周里，學生要確定論文撰寫提綱、查閱資料、撰寫、修改、審查、進行答辯等環(huán)節(jié)。
通過實習與畢業(yè)論文相互銜接，可以使學生在實習單位親歷一筆完整的外貿(mào)業(yè)務，同時也可以使學生的畢業(yè)論文選題、開題、撰寫等環(huán)節(jié)緊密聯(lián)系實際，非常有利于學生的實踐能力、動手能力、分析問題和解決問題能力的培養(yǎng)。
3.2 按國際貿(mào)易業(yè)務程序統(tǒng)一制定案例教學方案
我們通過組織專業(yè)課教師進行共同商討、相互溝通，依據(jù)一項完整的、系統(tǒng)的國際貿(mào)易業(yè)務和程序，最終制定出來一套統(tǒng)一的案例教學方案，所有專業(yè)課的案例都按照業(yè)務程序融合在其中，確保了案例教學相互銜接，便于學生對所學理論的理解、掌握，提高了學生運用專業(yè)知識解決實際問題的能力，案例教學效果得到了明顯的提高。另外，我們學院有著得天獨厚的地理位置優(yōu)勢，與中國石油遼陽石油化纖公司相鄰，可以組織學生到遼化對其國際貿(mào)易業(yè)務進行實地參觀、考察，在企業(yè)進行案例教學，通過案例教學校企合作共同搭建實踐教學平臺。這樣，不僅使學生對企業(yè)有更多的感性認識，還可以將各門課程的理論知識聯(lián)系并運用到實際。
3.3 情景模擬組織課程設計
為了解決國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)課程設計難以組織的問題，我們采取了能夠充分調動學生主觀能動性的情景模擬教學形式。按照國際貿(mào)易相關業(yè)務和程序要求，將學生分成若干組，每組都有自己的工作和職責，發(fā)給學生一些背景資料，要求學生認真研讀，也可以查找相關資料作為補充，模仿國際貿(mào)易業(yè)務的實際操作，進行模擬訓練，可以對出口報價、結算以及所涉及的單證等業(yè)務進行模擬。學生在模擬過程中，可以相互交流、溝通、商討，共同理解、掌握國際貿(mào)易理論和方法，學生的學習樂趣倍增。
3.4 組織學生進行暑期社會實踐
為了讓學生了解社會、認識社會，進一步加強實踐教學，我們對國際經(jīng)濟與貿(mào)易專業(yè)大一至大三的學生安排了暑期社會實踐。針對每個年級學生已經(jīng)學過的課程，我們分別制定了不同的暑期社會實踐大綱。學生按照大綱的要求進行暑期社會實踐，學生將自己進行暑期社會實踐的過程及體會寫成報告，開學后上交報告及相關材料，指導教師據(jù)此評定成績。通過暑期社會實踐，學生認知和了解了企業(yè)及國情，加深了對所學知識的理解和掌握，鍛煉了學生的表達能力、溝通能力和心理承受能力。
論文關鍵詞：R&，D投資，技術改造，技術購買，企業(yè)注冊類型
1. 引言
企業(yè)的科技活動除了依靠企業(yè)自身的研究與試驗發(fā)展（R&D）實現(xiàn)技術進步外，還可以通過技術改造與購買其他企業(yè)的先進技術和經(jīng)驗，達到提高自身技術水平和生產(chǎn)率，促進企業(yè)產(chǎn)出增長的目的。因此，從實證角度來研究R&D投資、技術改造、技術購買與企業(yè)產(chǎn)出的關系，對于了解我國工業(yè)企業(yè)科技活動推動企業(yè)產(chǎn)出增長的機制具有重要的啟示意義。
國內外學者就R&D投資、技術購買與企業(yè)產(chǎn)出關系已作了較多的研究。Hall和Mairesse(1995)和Keller(2002)等，他們的研究結果均表明R&D投入產(chǎn)出或生產(chǎn)率具有顯著的促進作用。Jefferson andHu (2004)利用總量生產(chǎn)函數(shù)從企業(yè)層面對北京市國有工業(yè)企業(yè)進行了R&D收益率的估計，發(fā)現(xiàn)在1991到1997年間，R&D投入顯著促進產(chǎn)出增長，R&D收益率在1.21—1.07之間。Jeffersonet al. (2006)從R&D決策過程、知識生產(chǎn)過程和創(chuàng)新過程對公司績效的影響三個方面考察了我國大中型制造業(yè)企業(yè)全部創(chuàng)新過程對經(jīng)濟業(yè)績的影響，認為創(chuàng)新對中國制造業(yè)增長作用顯著，R&D收益率至少是固定資產(chǎn)收益率的3—4倍。吳延兵（2008）根據(jù)1996—2003年中國地區(qū)工業(yè)面板數(shù)據(jù)，研究了自主研發(fā)、國外技術引進和國內技術引進對生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)和國外技術引進對生產(chǎn)率有顯著促進作用，但國內技術引進對生產(chǎn)率并沒有顯著影響。
Hu等(2005)運用中國1995—1999年每年約10000個大中型制造企業(yè)數(shù)據(jù)，研究表明R&D對產(chǎn)出的影響作用顯著。把所有企業(yè)劃分為高科技企業(yè)和非高科技企業(yè)兩個樣本后，高科技企業(yè)的R&D產(chǎn)出彈性為0.064，非高科技企業(yè)中R&D對生產(chǎn)率并沒有顯著影響。金雪軍、歐朝敏等（2006）通過對改革開放以來我國的時間序列數(shù)據(jù)，分析了技術引進和R&D投入對生產(chǎn)率的影響，結果發(fā)現(xiàn)，技術引進和R&D投入雖增加了我國技術知識存量，但并沒有有效地促進全要素生產(chǎn)率的提高。李小平（2007）運用分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)從1996到2003年的面板數(shù)據(jù)，就自主R&D、國外技術引進和國內技術購買的產(chǎn)出回報率和生產(chǎn)率回報率進行了分析，他發(fā)現(xiàn)R&D投資的增加不但不能帶來產(chǎn)出的增長，反而會導致產(chǎn)出的減少，并且高R&D投資行業(yè)所導致的產(chǎn)出減少的最多，同時，國外技術引進和國內技術購買對產(chǎn)出的影響都不顯著，而且R&D投資、國外技術引進和國內技術購買對生產(chǎn)率的提高也不顯著。
根據(jù)以上的研究文獻可以看出，各學者研究的層面并不相同，有的是地區(qū)的國有工業(yè)企業(yè)、有的是我國制造業(yè)企業(yè)、有的是僅是大中型工業(yè)企業(yè)，有的則是高科技工業(yè)企業(yè)等等，不同層面的研究及不同的分類標準對研究結論具有重要的影響。而在已有的研究中，我們尚未發(fā)現(xiàn)從注冊類型層面來研究所有工業(yè)企業(yè)的R&D投資、技術購買及技術改造與企業(yè)產(chǎn)出之間的關系。因此，本研究從工業(yè)企業(yè)注冊類型層面，運用經(jīng)驗分析方法研究中國企業(yè)技術投入與產(chǎn)出變動之間的關系，考慮到我國工業(yè)企業(yè)技術來源渠道的不同，分別考察直接R&D投資、技術改造和技術購買對企業(yè)產(chǎn)出的影響作用。
2. 計量模型與數(shù)據(jù)
2.1. 計量模型
研究各類科技活動與產(chǎn)出之間的關系一般利用生產(chǎn)函數(shù)的方法?，F(xiàn)假定工業(yè)企業(yè)的各項科技活動將直接影響企業(yè)的技術水平，并通過技術水平而作用于企業(yè)產(chǎn)出。于是企業(yè)產(chǎn)出增長由資本、勞動和技術推動，我們根據(jù)CD生產(chǎn)函數(shù)：
(1)
其中，為企業(yè)產(chǎn)出；和分別為企業(yè)投入的資本與勞動現(xiàn)代企業(yè)管理論文，A為技術水平，它是企業(yè)科技活動T的函數(shù)；、分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性。
考慮到人類知識的自動積累，技術水平存在自然增長，我們假設，q為一常數(shù)，是非體現(xiàn)型的“外生的”技術進步，由此可見，技術水平A不僅隨著時間t的變化而變化，而且還受到科技活動的影響。當不考慮“外生”技術進步，即為零時，技術水平完全由科技活動。將代入式（1），對式（1）取對數(shù)，并引入企業(yè)類型i和時間t，以及隨機擾動項后，得到如下的基本計量模型：
(2)
在分析的過程中，結合所收集的數(shù)據(jù)，科技活動主要包括R&D投資、技術改造與技術獲取。技術獲取主要有兩種途徑：一是國外技術購買和國內技術購買兩種方式。然而，當技術引進企業(yè)與被引進企業(yè)的技術水平相差較大時，技術相對落后的企業(yè)在模仿和引進其他先進企業(yè)技術，需要花費一定的成本用于人員培訓、相關工藝的開發(fā)、以及必備配套設施的購買等，形成了消化吸收的費用支出。因此，本研究中的科技活動T包括了R&D投資、技術改造、國外技術購買、國內技術購買，以及用于消化吸收所支付的經(jīng)費。
2.2. 數(shù)據(jù)
由于本文把研究層面定在不同注冊類型的工業(yè)企業(yè)，目前我國工業(yè)企業(yè)的注冊類型有國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、聯(lián)營企業(yè)、有限責任公司、股份有限公司、私營企業(yè)、其他內資企業(yè)、港澳臺投資企業(yè)和外商投資企業(yè)共10類；而國家統(tǒng)計局關于我國不同注冊類型工業(yè)企業(yè)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是從2000年開始的，因此，我們所能收集到的數(shù)據(jù)是從2000年到2007年八年十個不同注冊類型的面板數(shù)據(jù)。
原始數(shù)據(jù)全部來源于《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計資料》（2006、2007、2008）和《中國統(tǒng)計年鑒》（2008）。產(chǎn)出用工業(yè)增加值表示，用工業(yè)增加值指數(shù)縮減為2000年的不變價。資本用生產(chǎn)經(jīng)營用機器設備表示，為了便于處理，用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對生產(chǎn)經(jīng)營用機器設備原價平減為2000年的不變價。標準的勞動投入應該利用勞動時間投入，由于缺乏資料，勞動投入用從業(yè)人員平均人數(shù)減去R&D人員折合全時當量后的數(shù)值反映小論文。R&D投資用R&D經(jīng)費內部經(jīng)費支出表示，消化吸收投入用消化吸收經(jīng)費支出表示，這兩個經(jīng)費支出包括了相關設備購買和相關人員的工資支出，所以R&D經(jīng)費內部經(jīng)費支出額和消化吸收經(jīng)費支出額用加權價格指數(shù)折算為2000年的不變價格，加權價格指數(shù)我們借鑒朱平芳與徐偉民（2003）的方法，以當期消費價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)加權平均表示，權重分別為0.55和0.45。企業(yè)的技術改造、國外技術購買、國內技術購買分別用技術改造經(jīng)費支出、技術引進經(jīng)費支出和購買國內技術經(jīng)費支出表示，同時都用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減為2000年的不變價格。由于其他內資企業(yè)在某些年度缺少技術改造經(jīng)費支出、國外技術購買經(jīng)費支出、國外技術購買經(jīng)費支出和消化吸收經(jīng)費支出數(shù)據(jù)，于是得到一個關于十個類型企業(yè)的從2000年到2007年的不平行面板數(shù)據(jù)。
3. 估計結果分析
由于本文數(shù)據(jù)量較小，而且，若某一類型企業(yè)在某一年度缺失數(shù)據(jù)，那么數(shù)據(jù)量就會更少，出于自由度的考慮，本文采用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)中的隨機效應估計方法和混合OSL估計方法對模型進行估計，再利用Breusch and Pagan拉格朗日乘數(shù)檢驗來選擇是采用混合OSL模型還是采用隨機效應模型。在不加入時間趨勢和加入時間趨勢兩種情況下，分別用混合OSL方法和隨機效應方法，進行估計基本模型（2）。估計結果見表1。
表1 模型估計結果
模型
(m1)
(m2)
(m3)
(m4)
(m5)
(m6)
(m7)
(m8)
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
PLS
RE
資本
0.4309***
0.3998***
0.4384***
0.4342***
0.4718***
0.6022***
0.4820***
0.4820***
(0.1112)
(0.1127)
(0.1101)
(0.1095)
(0.0633)
(0.1186)
(0.0556)
(0.0556)
勞動
0.2436***
0.2335***
0.2318**
0.2313***
0.3807***
0.2567**
0.3658***
0.3658***
(0.0739)
(0.0703)
(0.0746)
(0.0742)
(0.0734)
(0.1076)
(0.0718)
(0.0718)
R&D投資
0.3531***
0.3668***
0.3569***
0.3592***
0.1268**
0.0783**
0.1307**
0.1307***
(0.1014)
(0.1130)
(0.1022)
(0.1035)
(0.0423)
(0.0359)
(0.0403)
(0.0403)
技術改造
0.0148
0.0448
0.0164
0.0191
-0.0579*
-0.0056
-0.0562
-0.0562*
(0.0572)
(0.0583)
(0.0581)
(0.0582)
(0.0306)
(0.0183)
(0.0330)
(0.0330)
國內技術購買
-0.0610
-0.0156
-0.0637
-0.0581
-0.0502
-0.0116
-0.0536
-0.0536
(0.0498)
(0.0465)
(0.0489)
(0.0493)
(0.0389)
(0.0289)
(0.0408)
(0.0408)
國外技術購買
-0.1765**
-0.2111***
-0.0849
-0.0971
0.0088
-0.0696
0.1306
0.1306
(0.0572)
(0.0588)
(0.1521)
(0.1480)
(0.0409)
(0.0454)
(0.0913)
(0.0913)
消化吸收
0.1972**
0.1913***
0.3178
0.3071
0.0853**
0.0920***
0.2439*
0.2439**
(0.0624)
(0.0621)
(0.2098)
(0.2002)
(0.0323)
(0.0313)
(0.1132)
(0.1132)
消化吸收×國外技術購買
-0.0101
-0.0092
-0.0133
-0.0133
(0.0186)
(0.0180)
(0.0095)
(0.0095)
時間趨勢
0.1271***
0.1286***
0.1277***
0.1277***
(0.0240)
(0.0132)
(0.0232)
(0.0232)
常數(shù)
1.8679***
1.9679***
0.7948
0.8964
1.4648***
1.4032***
0.0467
0.0467
(0.5460)
(0.5505)
(1.8330)
(1.7798)
(0.2799)
(0.3632)
(0.9388)
(0.9388)
觀測數(shù)
75
75
75
75
75
75
75
75
F值
2237.0***
13646.0***
2993.3***
764.9***
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
卡方值
35625.0***
126173.8***
8459.4***
117076***
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
[0.0000]
隨機效應檢驗(卡方值)
12.62
11.33
24.92***
26.81***
[0.0004]
[0.0008]
[0.0000]
[0.0000]
注：表中第二行的PLS和RE表示模型的估計方法分別混合普通最小乘估計和隨機效應估計；圓括號中給出系數(shù)估計值的群組穩(wěn)健標準誤（cluster-robust standard errors）；F值、卡方值分別是PLS模型和RE模型的模型顯著性檢驗F統(tǒng)計量與卡方統(tǒng)計量，方括號是其對應的P值；隨機效應檢驗為Breusch and Pagan隨機效應拉格朗日乘數(shù)檢驗，方括號中為相應檢驗卡方值的P值；*，**，***分別表示在10%，5%和1%的水平下顯著。
在估計模型過程中發(fā)現(xiàn)存在群組異方差和組內自相關，因此給出群組穩(wěn)健標準誤用于回歸系數(shù)推斷。在混合OLS估計模型中，模型顯著性檢驗的F統(tǒng)計量所對應的伴隨概率都小于0.001，在隨機效應模型的顯著性檢驗卡方統(tǒng)計量對應的P值也小于0.001，因此所有估計結果在5%的顯著性水平下都是顯著的。由于不管是引入還是未引入時間虛擬變量，BP拉格朗日乘數(shù)檢驗結果均支持選用隨機效應模型，因而，下面將根據(jù)隨機效應模型進行分析。
在無時間趨勢，即不考慮技術水平自然增長情況下的模型(m2)和模型(m4)中，資本產(chǎn)出彈性分別為0.3998和0.4342，勞動產(chǎn)出彈性分別為0.2335和0.2313，均在5%水平下顯著。根據(jù)模型(m2)和模型(m4)，對資本與勞動的規(guī)模報酬不變進行穩(wěn)健的沃爾德檢驗，檢驗結果分別為chi2(1)= 11.58，相應伴隨概率為0.0007，chi2(1) =11.37，相應伴隨概率為0.0007，在5%水平下，規(guī)模報酬不變的假設均被拒絕，再根據(jù)雙側假設檢驗與單側假設檢驗之間的關系，我們可以直接拒絕規(guī)模報酬非遞減的假設，說明當前我國工業(yè)企業(yè)的規(guī)模報酬處于遞減階段。R&D投資的系數(shù)為0.36左右，也在5%水平下顯著，說明R&D投資有利于促進企業(yè)產(chǎn)出增長。技術改造系數(shù)為正但不顯著，表明工業(yè)企業(yè)的技術改造對提高企業(yè)產(chǎn)出的作用不顯著。國內技術購買的系數(shù)為負，說明國內技術購買對企業(yè)產(chǎn)出具有不利影響，但這種影響在總體上不顯著。在模型(m2)中，國外技術購買的系數(shù)為負，且在5%水平下顯著，說明購買國外技術對產(chǎn)出增長具有顯著的抑制作用，在模型(m4)中國外技術購買及其與消化吸收交互項的系數(shù)都是負號現(xiàn)代企業(yè)管理論文，而且系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗表明在5%的水平顯著[①]，因此認為國外技術購買能顯著的抑制產(chǎn)出增長。在不考慮國外技術購買與消化吸收的交互作用時，根據(jù)模型(m2)中消化吸收系數(shù)及其顯著性，可以看出增加消化吸收費用支出能顯著地促進企業(yè)產(chǎn)出增長。根據(jù)模型(m4)中消化吸收系數(shù)及國外技術購買與消化吸收的交互項系數(shù)進行的聯(lián)合檢驗[②]結果表明消化吸收對產(chǎn)出的影響作用是顯著的，但至于是正面還是負面作用，由購買國外技術的支出是否達到臨界值決定。根據(jù)模型(m4)的估計結果，可以求得國外技術購買的臨界值為33.38[③]，當國外技術購買小于此臨界值時消化吸收的系數(shù)符號為正，大于此臨界值時系數(shù)符號為負，由于在樣本數(shù)據(jù)中，國外技術購買的平均值為11.42，最大值為14.24，因此在考慮國外技術購買與消化吸收的交互時，消化吸收的支出對企業(yè)產(chǎn)出具有促進作用。購買國外技術與消化吸收的交互項系數(shù)為負，說明專門用于消化吸收國外先進技術的投入不但不能有效提高企業(yè)產(chǎn)出，反而存在一定的負面作用，盡管這種負面作用在統(tǒng)計上不顯著。
在加入時間趨勢，即考慮技術水平自然增長的情況下（見表1中的模型(m6)與模型(m8)），結論基本與無時間趨勢一致。在此不再贅述。
經(jīng)以上分析發(fā)現(xiàn)，不管是否考慮技術水平具有自然增長的特性，R&D投資與消化吸收如同資本（生產(chǎn)經(jīng)營設備）投入一樣對產(chǎn)出具有顯著的促進作用。為比較同是經(jīng)費投入的資本投入、R&D投資和消化吸收投入的產(chǎn)出彈性是否存在差異，在兩兩之間進行穩(wěn)健沃爾德檢驗（Robust-Wald test），檢驗結果見表2。
表2 資本、R&D投資與消化吸收間產(chǎn)出彈性的顯著性檢驗
模型
變量
資本
R&D投資
消化吸收
卡方值
P值
卡方值
P值
卡方值
P值
資本
0.03
0.8676
3.61
0.0573
(m2)
R&D投資
0.03
0.8676
1.17
0.2787
消化吸收
3.61
0.0573
1.17
0.2787
資本
0.18
0.6686
4.48
0.0343
(m4)
R&D投資
0.18
0.6686
1.05
0.3062
消化吸收
4.48
0.0343
1.05
0.3062
資本
14.57
0.0001
22.46
0.0000
(m6)
R&D投資
14.57
0.0001
0.06
0.8081
消化吸收
22.46
0.0000
0.06
0.8081
資本
24.51
0.0000
53.27
0.0000
(m8)
R&D投資
24.51
0.0000
0.54
0.4643
消化吸收
53.27
0.0000
0.54
0.4643
注：檢驗方法為穩(wěn)健沃爾德檢驗法（Robust-Wald test），自由度均為1；檢驗的假設是兩都之間的產(chǎn)出彈性相等；模型(m4)與模型(m8)中的消化吸收的產(chǎn)出彈性是在國外技術購買的均值水平（11.42）下計算的。
根據(jù)表2的檢驗結果可以發(fā)現(xiàn)，在給定5%的水平下，資本與R&D投資的產(chǎn)出彈性在模型（m2）和模型（m4）中，即不考慮技術水平自然增長時沒有顯著差異，但在在模型（m6）和模型（m8），即在認為技術水平存在自然增長的情況下，這兩個產(chǎn)出彈性存在顯著差異；在模型（m2）中資本的產(chǎn)出彈性與消化吸收的產(chǎn)出彈性不顯著外，在其余的模型中均顯著，而且在模型（m2）中檢驗的伴隨概率為0.057，與選定的顯著性水平相差不大，因此可以近似認為資本與消化吸收間的產(chǎn)出彈性存在顯著差異；而R&D投資與消化吸收的產(chǎn)出彈性在四個模型中均不顯著。
4. 結論
本文利用2000年到2007年間我國不同注冊類型的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，從企業(yè)類型層面分析了企業(yè)R&D投資、技術改造及技術購買與企業(yè)產(chǎn)出之間的關系，結果發(fā)現(xiàn)，在樣本期間， R&D投資與消化吸收的投入能顯著地促進企業(yè)產(chǎn)出增長，而技術改造和國內技術購買的產(chǎn)出效應不顯著，國外技術購買不僅不能促進我國企業(yè)產(chǎn)出的增長，反而有可能對企業(yè)產(chǎn)出增長具有顯著的負面作用。同時還發(fā)現(xiàn)，我國工業(yè)企業(yè)的資本與勞動的規(guī)模報酬目前尚處于遞減階段。
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關鍵詞：創(chuàng)新；教學方法；探索；能力
中圖分類號：G642 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2012）04-0223-02
我校工業(yè)工程專業(yè)是2005年經(jīng)上級批準開設的本科專業(yè)，隨后設立了質量管理專業(yè)方向進行招生，定位是培養(yǎng)面向企業(yè)基層的技術應用型質量管理人才。《質量管理與可靠性》是工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)的一門核心專業(yè)課，目的是使學生熟練掌握企業(yè)對具體生產(chǎn)流程上的質量控制和可靠性管理的基本原理。作為一門集技術、管理于一體的工程性、實踐性很強的綜合課程，《質量管理與可靠性》的生命力在于生產(chǎn)實踐之中。當前，《質量管理與可靠性》課程教學方面的突出問題是理論與實踐脫節(jié)。為了提高《質量管理與可靠性》課程的教學質量，本文進行了“教學結合生產(chǎn)”的創(chuàng)新性探索，即，堅持“理論學習與實習實踐相結合、實習實踐與畢業(yè)設計相結合”，從而鞏固和加強了課程知識，在一定程度上彌補了教學中存在的薄弱環(huán)節(jié)，提高了學生解決生產(chǎn)實踐問題的能力和創(chuàng)新創(chuàng)造能力。
一、《質量管理與可靠性》課程的核心模塊
《質量管理與可靠性》課程從質量理論、質量設計、控制、診斷、改進與保證等方面系統(tǒng)討論了質量管理的基本理論與方法。其主要內容包括質量檢驗、質量管理的法規(guī)與標準化、三次設計、SPC與SPD、質量改進、質量機能展開、可靠性設計等，具體分為質量功能展開、質量控制、試驗設計、設備可靠性等核心模塊開展教學活動。學生在學習理論知識和方法過程中，不同程度上存在著一些疑難問題有待在生產(chǎn)實踐中尋求解答。
二、理論學習與實習實踐相結合
目前，我校商學院已與20余家制造型企業(yè)建立了產(chǎn)學研合作基地。在《質量管理與可靠性》課程教學過程中，按照各個核心模塊的特點，有計劃地引導學生帶著理論學習中遇到的問題去相關企業(yè)實習實踐。工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)的多位老師承擔了《XX集團質量管理案例集》的調研、分析、編寫工作。該專業(yè)的學生也積極地參與此項工作，參加了所有案例的調研、資料整理、編寫等工作。這些學生去現(xiàn)場調研，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)實踐問題，并向工作人員提問，獲得了大量的原始素材資料。該質量管理案例集的編寫目標是：①從各企業(yè)的質量管理實踐中，進行梳理、歸納、總結，編寫樣板案例、樹立典型；②進一步提高各企業(yè)的質量管理水平；③不僅詳細剖析典型案例，而且系統(tǒng)地介紹相關基礎理論。該質量管理案例集由若干案例組成，按照涉及的質量管理內容分為三種類型的案例：質量管理體系與質量管理系統(tǒng)案例、設計質量工程技術案例、制造質量工程技術案例。采取”三段式“的案例編寫模式，即每個案例分為案例概述、案例詳述、總結與啟示三部分。特別地，在案例集附錄增加了關于質量管理理論及方法的相關內容。該質量管理案例集部分案例名稱如下：案例1：XX企業(yè)全員質量管理的系統(tǒng)方法；案例2：XX企業(yè)質量檢驗計劃的策劃與改進；案例3：XX企業(yè)EPC項目的質量策劃與質量控制；案例4：XX企業(yè)質量管理體系運行有效性評價；案例5：XX企業(yè)質量管理信息系統(tǒng)的開發(fā)與應用；案例6：經(jīng)驗教訓學習法在XX企業(yè)質量改進中的應用；案例7：田口方法在XX企業(yè)質量改進中的應用；通過在相關企業(yè)的實習實踐，并參與質量管理案例集的編寫，工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)的學生了解了企業(yè)實際生產(chǎn)的情況，訓練了動手能力，鞏固了理論知識，提高了發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)實踐問題的能力。
三、實習實踐與畢業(yè)設計相結合
畢業(yè)設計（論文）是培養(yǎng)學生綜合運用所學的理論知識和實踐技能解決實際問題的一種教學形式，使學生受到工作能力、創(chuàng)新能力與科研能力等的綜合訓練，同時也是總結學生在校期間的學習成果、衡量教學質量的重要指標。讓學生到企業(yè)去完成畢業(yè)設計的想法主要源自西方發(fā)達國家的做法。工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)的研究對象是系統(tǒng)，是整個企業(yè)的運作過程，因此，需要將具體的企業(yè)作為研究對象。我們引導工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)的學生帶著企業(yè)實習實踐中發(fā)現(xiàn)的問題，進行畢業(yè)設計。畢業(yè)設計（論文）的管理主要分為三個環(huán)節(jié)：指導老師與畢業(yè)設計選題、畢業(yè)設計過程的檢查與監(jiān)控、畢業(yè)設計（論文）答辯。其中，畢業(yè)設計過程的檢查與監(jiān)控是通過構建運行有效的監(jiān)控體系，以保證學生畢業(yè)設計的質量。
1.指導老師與畢業(yè)設計選題。對畢業(yè)論文指導教師資格進行嚴格審查。根據(jù)需要，聘請若干企業(yè)高級質量管理人員作為兼職指導教師。組織指導教師擬定參考題目，邀請專家從其難度、工作量和專業(yè)符合度等方面對教師所擬的題目進行評價與選擇，確定了若干論文題目供學生選擇。學生根據(jù)自己的興趣愛好、知識積累從教師提供的論文題目中選題，并通過雙向選擇確定指導教師及題目，做到一人一題。所選題目80%以上來源于學生在企業(yè)實習實踐過程中發(fā)現(xiàn)的質量管理與可靠性相關問題。
2.畢業(yè)設計過程的檢查與監(jiān)控。畢業(yè)設計過程的檢查與監(jiān)控包括開題報告檢查、中期檢查、防止畢業(yè)設計（論文）抄襲問題的措施等內容。①開題報告檢查。學生根據(jù)所選題目進行調研、搜集相關資料，制訂畢業(yè)設計（論文）方案和實施計劃，在指導老師的指導下，撰寫開題報告。開題報告檢查主要考察課題任務是否明確、是否體現(xiàn)專業(yè)基本訓練內容、工作量和難度大小以及方案的可行性等方面。②中期檢查。中期檢查內容：檢查《指導記錄本》記錄情況，了解教師指導學生的實際情況；檢查學生畢業(yè)設計（論文）撰寫情況，論文框架是否合理，方法是否得當，內容是否符合要求；對照畢業(yè)設計（論文）的進程安排，檢查學生畢業(yè)設計（論文）進度是否符合計劃要求。③防止畢業(yè)設計（論文）抄襲問題的措施。防止畢業(yè)設計（論文）抄襲問題的措施：（1）要求論文主題必須與企業(yè)生產(chǎn)實踐相結合；（2）指導教師對學生的文獻引用及撰寫過程實行全方位的監(jiān)控；（3）隨機抽查論文，用防抄襲軟件進行輔助檢查。
3.畢業(yè)設計（論文）答辯。為了對畢業(yè)設計（論文）答辯過程進行有效的管理，成立了工業(yè)工程（質量管理方向）專業(yè)畢業(yè)設計（論文）答辯小組，負責組織考核答辯、接受處理學生申述等工作。指導教師對學生論文審查，合格者給出平時成績后送評閱教師審閱。評閱教師審閱后，合格者給出評閱成績進入論文答辯程序。不合格者退回修改。答辯時，答辯小組根據(jù)答辯情況進行集體評議并確定答辯成績。畢業(yè)設計（論文）成績由平時成績、評閱成績、答辯成績三部分按照一定的權重相加而成。
針對當前《質量管理與可靠性》課程教學中普遍存在的理論與實踐脫節(jié)的問題，為了提高教學質量，本文進行了“教學結合生產(chǎn)”的創(chuàng)新性探索，即，堅持“理論學習與實習實踐相結合、實習實踐與畢業(yè)設計相結合”，在一定程度上彌補了教學中存在的薄弱環(huán)節(jié)，提高了學生解決生產(chǎn)實踐問題的能力和創(chuàng)新創(chuàng)造能力。
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論文關鍵詞：外商直接投資，環(huán)境庫茲涅茨假說，污染天堂假說
一、引言
隨著經(jīng)濟發(fā)展，全球環(huán)境的承載壓力越來越大。經(jīng)濟學家也密切關注環(huán)境質量變化。Grossman和Krueger（1991）提出Envieonment Kuznets Curve（EKC）假說，即環(huán)境質量隨著經(jīng)濟的增長呈現(xiàn)出先增大后縮小的關系，即呈倒U型曲線關系，[1]。
環(huán)境竟次理論是指不同國家或地區(qū)間對待環(huán)境政策強度和實施環(huán)境標準的行為類似于“公共地悲劇”的發(fā)生過程，每個國家都擔心他國采取比本國更低的環(huán)境標準而使本國的工業(yè)失去競爭優(yōu)勢。因而，國家之間會竟相采取比他國更低的環(huán)境標準和次優(yōu)的環(huán)境政策項目管理論文，結果是每個國家都會采取比沒有國際經(jīng)濟競爭時更低的環(huán)境標準，從而加劇全球環(huán)境惡化。
“污染天堂假說”認為在一國單方提高環(huán)境標準的情況下，國內企業(yè)和環(huán)境標準低的外國企業(yè)相比失去其競爭優(yōu)勢，從而使高環(huán)境標準國家的企業(yè)將生產(chǎn)轉向低環(huán)境標準國家。若在實行不同環(huán)境政策強度和環(huán)境標準的國家間存在自由貿(mào)易，實行低環(huán)境政策強度和低環(huán)境標準的國家，因外部性內部化的差異而使該國企業(yè)所承受的環(huán)境成本相對要低。在該國進行生產(chǎn)時，其產(chǎn)品價格就會比在母國生產(chǎn)出同樣產(chǎn)品的價格相應要低。因此，該國在投資和生產(chǎn)方面具有更大的優(yōu)勢。這種由成本差異所產(chǎn)生的“拉力”會吸引國外的企業(yè)到該國安家落戶。
Eskeland 和 Harrison (2003)認為污染密集型的外資企業(yè)運用的生產(chǎn)和污染消除技術通常比東道國本地的企業(yè)更先進和更有利于改善環(huán)境。如果這些企業(yè)能夠替代部分東道國同行業(yè)低效生產(chǎn)的企業(yè)， 則東道國的整個污染狀況將有可能好轉[2]。郭紅燕和韓立巖實證研究發(fā)現(xiàn)中國的FDI存量與環(huán)境管制變量呈正相關，表明中國寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資的一個重要因素，顯現(xiàn)出 “污染避難所”效應 [3]。
二、變量選取及模型構建
（一）東部和中部的FDI區(qū)域分布
改革開放以來，中國吸收外商直接投資數(shù)量增長迅速。1979-1984年總計41.04億美元，而后從1985年的19.56億美元快速增長到2008年923.95億美元，1979-2008年累計達8526.13億美元。2007年東部和中部地區(qū)利用FDI所占比重分別為78.27%、15.30%。[4] 2008年中國引進的外商直接投資為923.95億美元， FDI主要集中于東部地區(qū)，主要集中于東部地區(qū)項目管理論文，東部地區(qū)主要集中于江蘇、廣東、山東、浙江、上海、福建和遼寧，2008年廣東、江蘇、浙江、上海的FDI的總額為543.7104億美元。東部地區(qū)引進的外商直接投資中，江蘇為251.2億美元、廣東為191.27億美元、遼寧為120.2億美元，上海、浙江、福建分別為100.84億美元、100.729億美元、100.256億美元（見圖1-圖3），江蘇和廣東占2008年中國外商直接投資的47.93%。中部地區(qū)主要集中于湖南、江西和湖北。但2007年以來，安徽和河南的外商直接投資增長迅速。2008年中部引進的外商直接投資中，河南為40.327億美元、湖南為40.052億美元、江西為36.037億美元、安徽為34.9億美元、湖北為32.45億美元，中部五省占中國2008年外商直接投資的19.89%。
圖1中國東部和中部2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
圖2中國東部十一?。ㄊ校?003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
圖3中國中部八省2003～2008年FDI區(qū)域分布（億美元）
（二）變量選取
考慮統(tǒng)計口徑一致和數(shù)據(jù)的連續(xù)性，選取工業(yè)廢氣排放總量（億標立方米）、工業(yè)廢水排放總量（萬噸）、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量（萬噸）、工業(yè)固體廢物排放量（萬噸）、工業(yè)煙塵排放量（萬噸）、工業(yè)粉塵排放量（萬噸）和工業(yè)二氧化硫排放量（萬噸）為環(huán)境污染指標；人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）作為經(jīng)濟增長指標，此外，考慮國際貿(mào)易因素中污染的可輸出性，用FDI作為污染的輸出指標（萬美元）。SO2、FS、FQ、GYYC、GYFC、GTCS、GTPF分別表示工業(yè)二氧化硫排放量、工業(yè)廢水排放量、工業(yè)廢氣排放量、工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)粉塵排放量、工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量，Y表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元），F(xiàn)DI表示外商直接投資（萬美元）。環(huán)境污染指標數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年中國統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)整理項目管理論文，地區(qū)人均生產(chǎn)總值和外商直接投資數(shù)據(jù)根據(jù)1986至2009年省（市）統(tǒng)計年鑒相關數(shù)據(jù)整理。LNSO2、LNFS、LNFQ、LNGYYC、LNGYFC、LNGTCS、LNGTPF分別表示污染指標的自然對數(shù)，LNY、LNFDI分別表示人均地區(qū)生產(chǎn)總值和外商直接投資的自然對數(shù)。本文中東部十一個省（市）為廣東、上海、浙江、江蘇、北京、遼寧、海南、山東、福建、河北、天津；中部八省為湖南、湖北、安徽、山西、江西、黑龍江、吉林、河南。通過東部和中部的數(shù)據(jù)研究中國東部和中部?。ㄊ校〧DI的對環(huán)境影響的差異。
（三）模型設定形式
由于面板數(shù)據(jù)模型同時具有截面、時序的兩維特性，模型中參數(shù)在不同截面、時序樣本點上是否相同，直接決定模型參數(shù)估計的有效性。根據(jù)截距向量和系數(shù)向量中各分量限制要求的不同，面板數(shù)據(jù)模型可分為無個體影響的不變系數(shù)模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種形式。在面板數(shù)據(jù)模型估計之前，需要檢驗樣本數(shù)據(jù)適合上述哪種形式，避免模型設定的偏差，提高參數(shù)估計的有效性。設有因變量與1×k維解釋變量向量，滿足線性關系：
，=1，2，…，N，=1項目管理論文，2，…，T
其中N表示個體截面成員的個數(shù)，T表示每個截面成員的觀察時期總數(shù)，參數(shù)表示模型的常數(shù)項，表示對應于解釋變量的k×1維系數(shù)向量，k表示解釋變量個數(shù)。隨機誤差項相互獨立，且滿足零均值、同方差假設。采用F-test檢驗如下兩個假設：
H1:個體變量系數(shù)相等；H2:截距項和個體變量系數(shù)都相等。
如果H2被接受，則屬于個體影響的不變系數(shù)混合估計；如果H2被拒絕，則檢驗假設H1，如果H1被接受，則屬于變截距，否則屬于變系數(shù)。變系數(shù)、變截距和混合估計的殘差平方和分別為S1、S2、S3，面板個體數(shù)量為N，面板時間跨度為T，根據(jù)Wald定理在H2假設條件下構建統(tǒng)計量F2項目管理論文，在H1假設條件下構建統(tǒng)計量F1，其中：
～F[(N-1)(K+1)，N(T-K-1)]
～ F[(N-1)K，N(T-K-1)]
若計算得到的統(tǒng)計量F2的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H2，繼續(xù)檢驗假設H1。反之，則認為樣本數(shù)據(jù)符合無個體影響的不變系數(shù)模型。若計算得到的統(tǒng)計量F1的值不小于給定置信度下的相應臨界值，則拒絕假設H1，用變系數(shù)模型擬合，反之，則用變截距模型擬合。
三、東部和中部模型回歸結果分析
利用東部十一?。ㄊ校┖椭胁堪耸〉南嚓P數(shù)據(jù)，借助Eviews6.0，采用固定效應模型對七個環(huán)境污染指標分別進行回歸。采用Pooled EGLS(Cross-section weights) 消除異方差，采用廣義差分法消除自相關，回歸后的殘差是平穩(wěn)序列?；貧w結果見表1-表8
（一）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣影響差異分析
表1 東部地區(qū) LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計結果
LnFS
LnFQ
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
24.7998(1.8722***)
49.3840(4.0923*)
-3.6806(-1.4613***)
-13.1905(-3.2263*)
0.4188(1.4567***)
1.3574 (2.9634*)
-0.0158(-1.4541***)
-0.0440 (-2.5825*)
AR(1)
0.9958(42.3684*)
0.8089 (24.7612*)
海南--LNFDI
0.1027(1.2365)
-8.0449
0.1302 (0.9513)
-3.7321
河北--LNFDI
-0.0088(-0.1280)
3.8736
0.0835 (1.1098)
0.0014
上海--LNFDI
0.0259(1.0531)
-15.5458
-0.1318(-0.9580)
1.1533
浙江--LNFDI
-0.0384(-0.5847)
10.5687
0.0745 (1.3692)
-0.4913
遼寧--LNFDI
-0.0835(-1.6476***)
-5.4319
0.0426(0.3272)
0.1718
廣東--LNFDI
-0.0392(-0.3555)
6.3472
-0.0459 (-0.3756)
0.9825
北京--LNFDI
0.0135(0.3381)
-21.1233
-0.0295(-0.4951)
-0.8745
天津--LNFDI
-0.0078(-0.1072)
-5.6961
-0.0204(-0.1636)
-1.0105
江蘇--LNFDI
-0.0415(-0.7790)
7.6127
-0.1504(-2.2292**)
2.7120
福建--LNFDI
-0.0955(-0.7093)
12.4942
-0.0186 (-0.2712)
-0.2444
山東--LNFDI
-0.0727(-2.1787*)
11.0165
0.0366 (0.7316)
0.3737
R2
0.9996
0.9985
F
21721.19
5607.094
D-W
2.2587
1.8888
注:括號內為t值，*表示1%的顯著水平項目管理論文，**表示5%的顯著水平，***表示10%顯著水平，表7-表8同。
東部工業(yè)廢水與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。海南、上海、北京的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計量不顯著。河北、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生負影響，遼寧在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計量不顯著。遼寧的FDI每增加1個百分點，工業(yè)廢水排放量將減少0.0835個百分點。
東部工業(yè)廢氣與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、山東的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計量不顯著。上海、廣東、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負影響，江蘇在5%的水平下顯著。其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計量不顯著。江蘇的FDI每增加1個百分點，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1504個百分點。
表2 中部地區(qū)LNFS、LNFQ模型參數(shù)估計結果
LNFS
LNFQ
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
16.6018(7.9671*)
11.6524(3.9031*)
-1.1320(-2.3466*)
-1.2244(-1.8624**)
0.0587(2.1385**)
0.0967(2.6877*)
AR(1)
0.7772(15.2270*)
0.8699(24.1079*)
湖南--LNFDI
-0.0333(-1.0065)
0.8689
0.0030(0.0929)
0.0309
山西--LNFDI
5.29E-05(0.0022)
-0.5998
-0.0116(-0.5248)
0.9869
吉林--LNFDI
0.0224(1.3361)
-0.8116
-0.0138(-0.8731)
-0.1019
安徽--LNFDI
0.0068(0.3212)
-0.1071
0.0848(2.0050**)
-0.5360
黑龍江--LNFDI
-0.0691(-1.3522)
0.4276
0.0047(0.1391)
-0.1447
河南--LNFDI
0.0396(1.6098***)
-0.0902
0.0587(1.1488)
-0.1023
江西--LNFDI
0.0148(0.4637)
-0.3718
0.0410(0.9293)
-0.7326
湖北--LNFDI
-0.0348(-0.7651)
0.8336
-0.0194(-0.4111)
0.6340
R2
0.9992
0.9985
F
11085.59
6243.136
D-W
1.6877
1.6591
中部地區(qū)工業(yè)廢水與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈正U型關系。山西、吉林、安徽、河南、江西的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生正影響，山西、安徽在5%的水平下顯著，河南和江西在1%的水平下顯著，吉林的t統(tǒng)計量不顯著，影響最大的河南為0.1444項目管理論文，其次是江西。湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生負影響，黑龍江在1%的水平下顯著，湖南和湖北的t統(tǒng)計量不顯著。黑龍江的FDI每增加1%，工業(yè)廢水排放量將減少0.1025%。
中部地區(qū)工業(yè)廢氣與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈正U型關系。湖南、山西、安徽、河南、江西、湖北的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生正影響，湖南的t統(tǒng)計量不顯著，湖北在5%的水平下顯著，其他省都在1%的水平下顯著。影響最大的河南為0.0819，其次是安徽。吉林、黑龍江的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負影響，且都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.1521，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)廢氣排放量將減少0.1521個百分點，其次是吉林。
（二）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)煙塵、工業(yè)粉塵影響差異分析
表3 東部地區(qū)LNGYYC、LNGYFC模型參數(shù)估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
32.7262(2.8164*)
52.9893(3.8847*)
-10.5024(-2.6944*)
-18.5026(-4.0342*)
1.2657(2.9653*)
2.2848(4.5435*)
-0.0505(-3.2386*)
-0.0927(-5.0305*)
AR(1)
0.4000(6.1657*)
0.3097(4.5813*)
海南--LNFDI
0.0477(0.3532)
-4.19200
-0.2814(-1.2742)
-0.4495
河北--LNFDI
-0.0335(-0.3842)
0.5242
0.0267(0.2515)
-0.0456
上海--LNFDI
-0.1521(-2.7826*)
0.5767
-0.2069(-2.4847*)
0.3125
浙江--LNFDI
-0.0627(-0.8102)
-0.0833
-0.0941(-0.9720)
0.6786
遼寧--LNFDI
-0.0934(-1.0676)
1.3496
-0.0855(-0.9936)
0.9432
廣東--LNFDI
0.0402(0.4283)
-1.1402
-0.0525(-0.4761)
0.6557
北京--LNFDI
-0.2631(-2.2266**)
1.3044
0.1188(0.2863)
-2.7899
天津--LNFDI
0.0139(0.1345)
-1.7711
-0.2062(-3.3778*)
-0.2964
江蘇--LNFDI
-0.1082(-2.3398**)
1.4371
-0.0810(-1.0884)
0.7549
福建--LNFDI
-0.0546(-0.6975)
-0.9522
-0.0017(-0.0179)
-0.8758
山東--LNFDI
-0.1649(-2.4789*)
2.2796
-0.0876(-1.2915)
1.1267
R2
0.9829
0.9773
F
487.359
326.259
D-W
2.0287
2.1269
東部地區(qū)工業(yè)煙塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。海南、廣東、天津的FDI對工業(yè)煙塵排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計量不顯著。河北、上海、浙江、遼寧、北京、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)煙塵排放量產(chǎn)生負影響，上海、山東在1%的水平下顯著項目管理論文，北京和江蘇在5%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計量不顯著。影響最大的北京為-0.2631，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2631個百分點。
東部地區(qū)工業(yè)粉塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。河北、北京的FDI對工業(yè)粉塵排放量產(chǎn)生正影響，但不顯著。海南、上海、浙江、遼寧、廣東、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生負影響，上海、天津在1%的水平下顯著，其他省（市）t統(tǒng)計量不顯著。影響最大的上海為-0.2069，即FDI每增加1%，工業(yè)粉塵排放量將減少0.2069%。
表4 中部地區(qū)LNGYYC、LNGYFC模型參數(shù)估計結果
LNGYYC
LNGYFC
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
42.0185(1.8447**)
89.1652(3.1244*)
-13.5462(-1.6467***)
-32.1750(-3.1544*)
1.6143(1.6440***)
3.9980(3.3162*)
-0.0636(-1.6339***)
-0.1632(-3.4480*)
AR(1)
0.3172(4.1467*)
0.4488(6.0984*)
湖南--LNFDI
-0.0019(-0.0419)
-0.8825
0.0495(0.6818)
-0.8836
山西--LNFDI
-0.0189(-0.3482)
-0.0711
0.0357(0.7816)
-0.8062
吉林--LNFDI
-0.1284(-3.0416*)
0.3904
-0.1267(-3.4817*)
-0.4546
安徽--LNFDI
-0.0772(-1.4121)
-0.3836
-0.0923(-1.5097)
0.1776
黑龍江--LNFDI
-0.2387(-3.8292*)
2.0898
-0.2454(-3.2349*)
1.0407
河南--LNFDI
0.0198(0.3755)
-0.5630
-0.0493(-0.7333)
0.2108
江西--LNFDI
-0.0365(-0.7702)
-1.0183
-0.0689(-1.2353)
-0.1311
湖北--LNFDI
-0.1321(-2.4864*)
0.3379
-0.1383(-2.3095*)
0.7561
R2
0.9486
0.8592
F
155.442
46.2631
D-W
1.9311
2.1184
中部地區(qū)工業(yè)煙塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。中部8省FDI對工業(yè)煙塵排放量產(chǎn)生負影響，湖南、山西和河南的t統(tǒng)計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北都在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2609，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)煙塵排放量將減少0.2609個百分點，其次是吉林項目管理論文，再其次是湖北。
中部工業(yè)粉塵與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。中部8省的FDI對工業(yè)粉塵排放量都產(chǎn)生負影響，湖南、山西、河南、江西的t統(tǒng)計量不顯著，吉林、安徽、黑龍江、湖北的t統(tǒng)計量在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.3797，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)粉塵排放量將減少0.3797個百分點，其次是吉林，再其次是湖北。
（三）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、工業(yè)固體廢物排放量影響差異分析
表5 東部地區(qū)LNGTCS、LNGTPF模型參數(shù)估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
63.4898(5.0320*)
8.7117(5.0309*)
-17.5778(-4.2654*)
-0.8248(-3.5953*)
1.7727(3.9784*)
-0.0581(-3.6181*)
AR(1)
0.8177(27.0287*)
0.5104(8.6360)
海南--LNFDI
0.2352(1.4884)
-4.4831
4.9656(3.7795*)
-49.2073
河北--LNFDI
0.2510(2.1371**)
-0.2996
0.2615(1.1668)
-0.3946
上海--LNFDI
-0.0111(-0.2948)
0.5235
2.3659(2.0572**)
-26.9802
浙江--LNFDI
0.1614(2.5550**)
-1.0426
-0.0413(-0.2534)
0.9621
遼寧--LNFDI
0.0401(0.6324)
1.9015
-0.6868(-1.5997***)
11.0885
廣東--LNFDI
-0.0459(-0.3341)
1.7425
0.2184(0.6742)
-0.9511
北京--LNFDI
0.05877(1.4172***)
-0.7293
-0.7027(-2.0111**)
10.3680
天津--LNFDI
0.1134(1.4843***)
-1.7596
0.2503(0.4228)
-2.4523
江蘇--LNFDI
0.0285(0.5063)
1.2896
0.3357(0.4981)
-2.2678
福建--LNFDI
0.0139(0.1094)
0.9179
-0.1359(-0.5610)
2.9014
山東--LNFDI
0.0754(0.5823)
1.2289
-0.7350(-3.1354*)
8.6788
R2
0.9988
0.8743
F
7269.704
53.5716
D-W
2.0843
1.8612
東部地區(qū)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。海南、河北、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、福建、山東的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生正影響，河北和浙江在5%的水平下顯著，北京和天津在10%的水平下顯著，其他?。ㄊ校┑膖統(tǒng)計量不顯著。影響最大的河北為0.2510，其次是浙江，再其次天津。上海、廣東的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負影響，但都不顯著。
東部地區(qū)工業(yè)固體廢物排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈遞減型關系。海南、上海、廣東、天津、江蘇的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生正影響，海南在1%的水平下顯著項目管理論文，上海在5%的水平下顯著，與其他?。ㄊ校┫啾然貧w結果反差很大，其他?。ㄊ校﹖統(tǒng)計量不顯著。浙江、遼寧、北京、福建、山東的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生負影響。遼寧在10%的水平下顯著，北京在5%的水平下顯著，山東都在1%的水平下顯著，其他?。ㄊ校﹖統(tǒng)計量不顯著。影響最大的山東為-0.7350，即FDI每增加1%，工業(yè)固體廢物排放量將減少-0.7650%。
表6 中部地區(qū)LNGTCS、LNGTPF模型參數(shù)估計結果
LNGTCS
LNGTPF
變量
參數(shù)
固定效應
參數(shù)
固定效應
α
41.3077(3.8757*)
1991.625(1.8463*)
-11.3227(-2.9668*)
-941.7224(-1.8373**)
1.2302(2.7211*)
166.8861(1.8333**)
-0.0421(-2.3692*)
-13.0867(-1.8269**)
0.3829(1.8173**)
AR(1)
0.4372(6.4688*)
0.5462(7.7679*)
湖南--LNFDI
-0.0192(-0.6301)
-0.1254
0.1453(0.7240)
-3.5711
山西--LNFDI
0.0619(3.2135*)
-0.0267
0.1310(0.7933)
-1.5068
吉林--LNFDI
-0.0386(-2.2811**)
-0.3432
-0.1869(-1.3899)
-2.2181
安徽--LNFDI
0.0208(1.1657)
-0.2012
-1.0940(-3.7083*)
5.2815
黑龍江--LNFDI
-0.1889(-6.3619*)
1.8097
-0.9583(-1.7057***)
4.9852
河南--LNFDI
0.0880(4.0322*)
-0.9111
-0.3186(-1.6994***)
-0.2906
江西--LNFDI
0.0263(1.0920)
0.0630
-0.1247(-0.6319)
-1.8346
湖北--LNFDI
-0.0037(-0.2067)
-0.2943
-0.2196(-0.9938)
-0.5911
R2
0.9988
0.9100
F
7004.577
75.3401
D-W
1.8913
2.1274
中部地區(qū)工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。山西、安徽、河南、江西的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生正影響，安徽和江西的t統(tǒng)計量不顯著，山西和河南在1%的水平下顯著，影響最大的山西為0.0698，其次是河南。 湖南、吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負影響，湖北的t統(tǒng)計量不顯著，湖南、吉林、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-0.2256項目管理論文，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量將減少0.2256個百分點，其次是吉林。
中部工業(yè)固體廢物排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈四次曲線關系。湖南、山西的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生正影響，湖南的t統(tǒng)計量不顯著，山西在10%的水平下顯著。吉林、安徽、黑龍江、河南、江西、湖北的FDI對工業(yè)固體廢物排放量產(chǎn)生負影響，河南、江西在5%的水平下顯著，湖北在10%的水平下顯著，吉林、安徽、黑龍江在1%的水平下顯著。影響最大的黑龍江為-1.4849，即FDI每增加1%，工業(yè)固體廢物排放量將減少1.4849%，其次是安徽，就FDI對工業(yè)固體排放量的影響來說，兩省與其他省形成很大反差。
（四）東部和中部地區(qū)FDI對工業(yè)二氧化硫排放量影響差異分析
表7 東部地區(qū)LNSO2模型參數(shù)估計結果
LnSO2
變量
參數(shù)
固定效應
α
1.7784(10.4264*)
0.2475(7.8184*)
AR(1)
0.3621(5.9372*)
海南--LNFDI
0.3036(4.0824*)
-6.565940
河北--LNFDI
-0.0529(-2.2161**)
1.448053
上海--LNFDI
-0.1001(-3.0210*)
0.746609
浙江--LNFDI
-0.0234(-0.8374)
0.436150
遼寧--LNFDI
-0.0544(-0.9538)
1.100451
廣東--LNFDI
0.1235(2.4580*)
-1.469815
北京--LNFDI
-0.2192(-3.0616*)
1.380896
天津--LNFDI
-0.0549(-0.8785)
-0.400097
江蘇--LNFDI
-0.0603(-2.5470*)
1.401587
福建--LNFDI
0.0628(1.1849)
-1.772079
山東--LNFDI
-0.1212(-3.8939*)
2.635766
R2
0.9960
F
2306.281
D-W
2.1367
東部地區(qū)工業(yè)二氧化硫排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈遞增型關系。海南、廣東、福建的FDI對工業(yè)二氧化硫的排放量產(chǎn)生正影響，海南和廣東在1%的水平下顯著項目管理論文，福建的t統(tǒng)計量不顯著。影響最大的海南為0.3036，其次是廣東。河北、上海、浙江、遼寧、北京、天津、江蘇、山東的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生負影響，河北在5%的水平下顯著，上海、北京、江蘇和山東在1%的水平下顯著，浙江、遼寧、天津和福建的t統(tǒng)計量不顯著。影響最大的北京為-0.2192，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.2192個百分點，其次是山東，再其次是上海。
表8 中部地區(qū)LNSO2模型參數(shù)估計結果
LNSO2
變量
參數(shù)
固定效應
α
49.7283(2.7411*)
-16.4410(-2.5267*)
1.9236(2.4931*)
-0.0729(-2.3995*)
AR(1)
0.4471(6.3202*)
湖南--LNFDI
-0.0502(-1.6367***)
0.5336
山西--LNFDI
-0.0027(-0.0862)
0.3643
吉林--LNFDI
-0.0347(-1.1924)
-0.6959
安徽--LNFDI
-0.0331(-1.0058)
-0.1321
黑龍江--LNFDI
-0.0817(-1.8392**)
-0.0178
河南--LNFDI
0.0577(1.3970)
-0.4663
江西--LNFDI
-0.0021(-0.0525)
-0.5978
湖北--LNFDI
-0.1256(-3.4697*)
1.1308
R2
0.9859
F
591.498
D-W
2.0540
中部地區(qū)工業(yè)二氧化硫排放量與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈倒N型關系。山西、河南的FDI對工業(yè)二氧化硫的排放量產(chǎn)生正影響，但t統(tǒng)計量不顯著。湖南、吉林、安徽、黑龍江、江西、湖北的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生負影響，湖南、安徽、江西在5%的水平下顯著，吉林、黑龍江、湖北在1%的水平下顯著。影響最大的湖北為-0.1255，即FDI每增加1個百分點，工業(yè)二氧化硫排放量將減少0.1255個百分點項目管理論文，其次是黑龍江，再其次是吉林。
從以上回歸結果分析顯示，東部十一?。ㄊ校┑奈廴局笜伺c人均地區(qū)生產(chǎn)總值大多呈現(xiàn)倒N型關系。相對來說，上海、北京、山東、江蘇、天津和遼寧的FDI是“清潔”的。東部多數(shù)?。ㄊ校┑腇DI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)粉塵、工業(yè)煙塵、工業(yè)二氧化硫產(chǎn)生負向影響，而多數(shù)?。ㄊ校┑腇DI對工業(yè)固體廢物的排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生正向影響。中部八省的污染指標與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)正U型和倒N型關系，工業(yè)固體廢物排放量出現(xiàn)四次曲線關系。中部地區(qū)FDI相對較“清潔”的是黑龍江、吉林和湖北。中部八省只有部分省的FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣、工業(yè)固體廢物、工業(yè)二氧化硫排放量和工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量產(chǎn)生負向影響，即有利于環(huán)境改善，大部分省的FDI對工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣產(chǎn)生正影響。
四、結論
東部地區(qū)的遼寧、山東的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生顯著的負影響；中部地區(qū)只有河南的FDI對工業(yè)廢水排放量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)江蘇的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生顯著的負影響；中部地區(qū)安徽的FDI對工業(yè)廢氣排放量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)的上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業(yè)煙塵的排放量產(chǎn)生顯著的負影響；中部地區(qū)的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)煙塵的排放量產(chǎn)生顯著的負影響。上海、天津的FDI對工業(yè)粉塵的排放量產(chǎn)生顯著的負影響；中部地區(qū)的吉林、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)粉塵的排放量產(chǎn)生顯著的負影響。東部地區(qū)的河北、浙江、北京天津的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的正影響；中部的地區(qū)的吉林、黑龍江的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的負影響，山西的FDI對工業(yè)固體產(chǎn)生量產(chǎn)生顯著的正影響。東部地區(qū)的遼寧、北京、山東的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的負影響，海南和上海的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的正影響；中部地區(qū)的安徽、黑龍江、河南的FDI對工業(yè)固體排放量產(chǎn)生顯著的負影響。東部地區(qū)的河北、上海、北京、江蘇、山東的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的負影響，海南、廣東的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的正影響；中部地區(qū)的湖南、黑龍江、湖北的FDI對工業(yè)二氧化硫排放量產(chǎn)生顯著的負影響。東部地區(qū)FDI最“清潔”的是北京，其次是上海；中部地區(qū)FDI最“清潔”是黑龍江，其次是吉林。需進一步研究北京的FDI產(chǎn)業(yè)分布，借鑒經(jīng)驗調整中國FDI的區(qū)位和產(chǎn)業(yè)分布。東部和中部省（市）的FDI對污染指標的影響存在較大差異，總的來說，東部地區(qū)的FDI比中部地區(qū)的更清潔，這可能是因為中國的FDI主要集中于東部地區(qū)，因而存在有結構效應和規(guī)模效應。寬松的環(huán)境管制是吸引外商直接投資進入的一個重要因素，具有一定的“污染避難所”效應特征，但中國并未成為一個世界的“污染避難所”。
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論文關鍵詞：貿(mào)易結構，實際有效匯率，協(xié)整檢驗
一、引言
2010年福建省進出口貿(mào)易額達到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規(guī)模比1985年擴大了121倍。其中出口額達到714.93億美元，年均增長21.43％，擴大128倍；進口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴大109倍；增速均高于全國平均水平。進出口總額占全國比重從1985年的1.3％上升為2010年的3.7％，2010年進出口總值位居全國第七位，其中出口名列第六，在全國對外貿(mào)易中具有舉足輕重的地位。①進出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟貿(mào)易的重要組成部分，其變動會對全省經(jīng)貿(mào)產(chǎn)生較大影響。
自2005年7月21日中國人民銀行發(fā)表關于完善人民幣匯率形成機制改革的公告以來，人民幣匯率不斷升值，從匯改前的1:8.2765到2011年9月30日的1:6.3549，人民幣對美元已累計升值30.24％。②人民幣的不斷升值給我國外貿(mào)行業(yè)造成了巨大的沖擊，許多企業(yè)本來就很低的利潤率被匯率升值侵蝕殆盡；2008年全球金融海嘯，國外需求的銳減更使這些企業(yè)雪上加霜，出口企業(yè)面臨整體“洗牌”。但人民幣匯率升值也降低了我國進口的成本協(xié)整檢驗，強勢的人民幣增強了我國企業(yè)應對國際大宗商品價格波動的能力，更重要的是，其帶給我們的增強的國際購買力如果利用得當,也許能夠成為我國貿(mào)易結構升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿(mào)易結構與人民幣匯率變動的關系如何，人民幣匯率變動特別是人民幣持續(xù)升值究竟會對福建省的出口貿(mào)易結構產(chǎn)生什么樣的影響，影響程度如何，這些問題，無論是從現(xiàn)實意義的角度來看，還是從長遠發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。
二、相關文獻綜述
匯率是一國貨幣單位兌換他國貨幣單位的比率，是一個國家進行國際經(jīng)濟活動時最重要的綜
合性價格指標。在經(jīng)濟全球化的大背景下，它的變動對一國對外貿(mào)易的平衡與國內經(jīng)濟活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經(jīng)濟往來相互聯(lián)系起來，使得世界經(jīng)濟貿(mào)易發(fā)展順利進行論文服務。目前國際上檢驗一國和地區(qū)的匯率波動與進出口之間的關系比較常見的研究方法是運用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進出口的需求彈性之和大于1，則本幣貶值可以改善貿(mào)易收支。大部分學者以此條件為基礎，進行研究。
開放經(jīng)濟條件下，一國的貿(mào)易結構取決于經(jīng)濟體內部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的產(chǎn)出結構變動，在產(chǎn)出水平受制于貿(mào)易競爭力的狀況下，貿(mào)易競爭力成為推動貿(mào)易結構調整的根本力量，如果匯率變動對經(jīng)濟體內部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力產(chǎn)生了不同的影響，就會帶來貿(mào)易結構的變動。目前國內學者對人民幣匯率與進出口貿(mào)易關系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關關系。劉傳哲、陳寒凝和賈彥利(2004) [1]通過實證分析，發(fā)現(xiàn)江蘇省出口貿(mào)易額的增長與匯率變動明顯正相關。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認為人民幣升值將激勵出口企業(yè)更多地依靠技術進步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術含量低，高污染、高耗能的企業(yè)可能因為人民幣升值被擠出市場，從長遠看，人民幣升值有助于我國外貿(mào)增長方式從原來的粗放型轉向高質量和高效益的集約型，這會帶來出口結構的改善。第二，兩者之間存在負相關關系。馬丹、許少強(2005) [3]認為人民幣實際有效匯率的貶值能夠改善中國貿(mào)易收支；而中國貿(mào)易結構的變化在一定程度上可以解釋人民幣實際有效匯率的變化。郭晶、洪詩茜和應匯康然（2010）[4]通過Granger 因果檢驗以及協(xié)整檢驗等計量分析方法，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率與浙江出口貿(mào)易為負向關系。第三，一些學者認為人民幣匯率變動對我國貿(mào)易結構的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運用Granger因果檢驗以及協(xié)整、誤差修正模型、多元回歸模型等計量經(jīng)濟學分析方法,對中國內資企業(yè)出口與匯率的關系進行實證分析,得出的主要結論是:實際有效匯率與中國企業(yè)內資出口間沒有因果關系, 并且無論在長期和短期實際有效匯率的變動都不能有效地解釋內資出口的變動,說明人民幣匯率的變化對內資出口影響非常小。林筱文、黃劫、宋保慶（2010）[6]在對匯率的基本概念、匯率變動對貿(mào)易收支影響關鍵理論進行分析的基礎上，運用協(xié)整分析的方法協(xié)整檢驗，對福建省人民幣實際有效匯率對進出口貿(mào)易的影響進行實證研究，結果顯示，人民幣實際有效匯率變動和福建外貿(mào)不存在長期協(xié)整關系。
以往學者的研究結果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿(mào)易流量的關系，匯率變動對貿(mào)易結構的影響只是作為附帶結論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結構角度出發(fā)，采用協(xié)整分析等計量經(jīng)濟學方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿(mào)易結構的影響，進而得出一些有益的結論，具有較強的現(xiàn)實意義。
三、 實證分析
（一）模型的設立
根據(jù)一般經(jīng)濟理論，影響一國進出口貿(mào)易最主要因素是進出口商品的相對價格，而影響進出口商品相對價格的關鍵因素就是匯率。除此之外，由于在1985年～2010年的幾十年間， 我國吸引的外商直接投資發(fā)生了巨大的變化，例如鄭月明、吳青青、程雅思（2009）[7]采用實證的方法，認為FDI對于我國初級產(chǎn)品的促進作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進作用，并且這個效應因地區(qū)和時間不同而有所差異。因此，本文在協(xié)整分析時考慮三個重要變量：貿(mào)易結構，匯率和FDI，為避免經(jīng)濟數(shù)據(jù)時間序列的異方差性，對各個序列取自然對數(shù)，建立模型：
lnYt =β0+β1lnFDIt +β2lnREERt +μt
其中，t為時間，Yt為出口貿(mào)易結構，F(xiàn)DIt為外商直接投資，REERt為人民幣實際有效匯率,β0為常數(shù)項，β1、β2為回歸系數(shù)，μt為隨機干擾項。
（二）數(shù)據(jù)來源及說明
1.本文采用的數(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，樣本期為1985—2010年。福建省出口總額、工業(yè)制成品和FDI均來自《福建統(tǒng)計年鑒》，人民幣實際有效匯率來自國際貨幣基金組織提供的國際金融統(tǒng)計。
2.本文研究的是狹義的貿(mào)易結構，即出口貿(mào)易的商品結構論文服務。按照國際貿(mào)易標準分類和附加值的高低，出口商品的構成可以分為兩個大類，即初級產(chǎn)品和工業(yè)制成品。相比初級產(chǎn)品而言，工業(yè)制成品附加值高協(xié)整檢驗，競爭能力強，較高水平的集約型外貿(mào)增長方式和國內產(chǎn)業(yè)結構多以工業(yè)制成品的出口為主。因此本文取我省工業(yè)制成品在總出口中的比重衡量貿(mào)易結構。
根據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標準分類》劃分，貿(mào)易結構有十類商品：食品及主要供食用的活動物(SITC0)，飲料及煙類(SITC1)，燃料以外的非食用粗原料(SITC2)，礦物燃料、油及有關原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學品及有關產(chǎn)品(SITC5)，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品(SITC6)，機械和運輸設備(SITC7)，雜項制品(SITC8)，未分類的其他商品(SITC9)。聯(lián)合國貿(mào)易與發(fā)展會議將SITC中第61章、65章、82—85章和894章的工業(yè)制成品歸入勞動密集型產(chǎn)品，將SITC中第5類化學品及有關產(chǎn)品，以及第7類機械和運輸設備中的絕大部分門類歸入資本與技術密集型產(chǎn)品。因此，本文中我們將SITC 0，1，2，3，4類定義為初級產(chǎn)品，第6，8類定義為資源與勞動密集型產(chǎn)品，第5，7類定義為資本與技術密集型產(chǎn)品。
3.按匯率是否經(jīng)過價格調整，人們通常把匯率分為名義匯率和有效匯率。在實證過程中，又把有效匯率分為名義有效匯率和實際有效匯率。與名義匯率、名義有效匯率相比，實際有效匯率不僅考慮了一國的主要貿(mào)易伙伴國貨幣的變動，而且剔除了通貨膨脹因素，能夠更加全面地反映一國貨幣的對外價值。本文采用人民幣實際有效匯率指數(shù)來研究匯率變動對出口貿(mào)易結構的影響。
（三）平穩(wěn)性檢驗
由于實際匯率(1nREER)，F(xiàn)DI(1nFDI)和出口貿(mào)易結構（lnY）為時間序列，為了對時間序列數(shù)據(jù)進行相關實證分析，首先需要對這些變量進行平穩(wěn)性檢驗，否則可能導致偽回歸。本文采用單位根ADF檢驗的方法，對各變量及其差分分別進行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結果如下：
表1ADF檢驗結果
變量
檢驗模型類型
ADF統(tǒng)計量
ADF臨界值
是否平穩(wěn)
C
t
p
AIC
SC
1%
5%
10%
lnY
原值
-2.62
-2.52
-4.44
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnFDI
原值
1.87
1.97
-1.43 **
-3.72
-2.99
-2.63
否
一階差分
1.42
1.52
-5.5
-3.72
-2.99
-2.63
是
lnREER
原值
-1.99
-1.9
-3.97
-3.72
-2.99
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