差生期中总结篇(1)

【摘要】为探究新疆地区95 后大学生饮酒行为现状，了解95 后大学生饮酒行为与饮酒期望的关系。方法：采用分层整群抽样，对700 名学生运用中国95 后大学生饮酒期望量表、95 后大学生饮酒行为的量表进行调查。结果表明性别、民族在饮酒行为和饮酒期望上均存在统计学意义（P

【关键词】95 后大学生 饮酒行为 饮酒期望

95 后大学生饮酒期望最初可以通过文化适应和社会学习、父母饮酒获得，在社会学习理论中，饮酒的社会规范模式和饮酒的积极结果是饮酒行为发生的重要方面，在整个95 后大学生时期，期望和饮酒已经显示出了彼此相互的影响在一个积极地反馈方式中，饮酒期望可以预测95 后大学生的饮酒行为，从没有问题的饮酒过渡到问题饮酒，也会导致对95 后大学生后续治疗酒精依赖的复发。所以研究饮酒期望对95 后大学生饮酒行为的产生和发展具有重要作用。

一、对象和方法

（一）研究对象。采用问卷调查的方法进行分层整群抽样，采用匿名方式作答，累计发放问卷700 份，回收有效问卷631 份，有效率90.14%。

（二）研究工具。中国95后大学生饮酒期望量表由69 个条目组成8 个维度，其中体负面因子12 条目，正面认知因子11 条目，躯体、情感调节因子13条目，礼仪应酬因子9 条目，个人名誉因子7条目，传统饮酒习惯因子7 条目，性期望因子7 条目，父母、家庭影响因子3 条目。问卷具有较好的信度、效度和反应度。95后大学生的饮酒行为作为因变量，过去十二个月的饮酒频率和醉酒频率被用来进行评估。

（三）统计学分析。采用SPSS17.0 软件进行统计分析，采用描述性统计、独立样本t 检验、单因素方差分析、线性相关分析、逐步回归分析对各指标进行检验。

二、结果与分析

（一）性别在饮酒期望和饮酒行为上的差异

结果表明，性别在饮酒频率和醉酒频率上均存在显著差异（P

（二）不同民族的饮酒行为和饮酒期望的差异

结果表明，不同民族在95 后大学生饮酒行为的频率和醉酒频率上存在显著性差异（P

（三）饮酒期望与饮酒行为的相关关系

通过对饮酒期望和饮酒行为的相关关系分析，发现在饮酒频率上，除父母家庭影响外，其他维度均与饮酒频率显著相关（P

（四）饮酒期望与饮酒行为分析

结果表明，以饮酒频率为因变量，饮酒期望中的传统饮酒习惯、总体负面认知、总体正面认知进入回归方程，达到显著水平，解释率分别为11.2%、16.9%、17.5%；以醉酒频率为因变量，性期望、总体负面认知、总体正面认知进入回归方程，达到显著水平，对醉酒频率的影响有限。

三、结论与讨论

研究结果显示性别在饮酒行为上存在差异，女性在饮酒行为上显著低于男性；性别在饮酒期望上的差异与以往研究结果不一致，支素华等的研究结果表明性别在总体正面因子上没有显著差异，在总体负面因子上男生显著低于女生，本研究结果为性别在总体负面因子上没有显著差异，在总体正面因子上，男生显著高于女生。不同民族在饮酒行为和饮酒期望上均存在差异，对不同民族间的饮酒行为进行比较，可以探究不同民族在饮酒行为上的差异，增加对不同民族饮酒行为的认识，对减少95 后大学生饮酒行为的频率，制定具有针对性的饮酒行为干预计划有重要作用。

综上所述，饮酒期望影响95 后大学生饮酒行为的发生，也是95 后大学生未来饮酒行为的预测因素了解95 后大学生的饮酒期望，可以帮助95 后大学生制定饮酒干预措施，减少饮酒行为带来的不良问题，提供95 后大学生的身心健康水平。

参考文献：

差生期中总结篇(2)

水利机电工程项目由于外界影响因素众多，因此在制定合理项目计划的基础上，还应采取一定的科学措施对其进度进行控制。工程项目的进度控制是一个循环过程，包括（一）采集数据，进行动态监测；（二）检查对比，确定需改进之处；（三）合理调整，避免偏差。三个步骤以反复循环的方式直至项目完工。

二、水利机电工程项目进度监测

（一）进度监测内容。进度监测内容包含监测项目总进度和监测项目详细进度。其中监测项目总进度指的是在整体上对水利机电工程项目的进度进行合理控制，监测项目详细进度指的是对工程项目的具体部分进行合理的监测，主要的检测内容有：1、项目勘察设计监测。具体包括工程项目勘察监测、工程项目整体方案监测、工程项目初步设计监测和工程项目图纸监测。2、工程项目建造监测。指的是对工程项目进程中的监测。因为工程项目进行中的相关工序繁多，所以监测的方式应紧密结合本项目的具体情况。3、工程安装的监测。水利机电工程项目在基础部分完工之后便进入安装阶段，其中安装内容有机电设备安装、供电配电安装、液压安装、能源管网、自动仪表等内容。

（二）进度监测方法。结合水利机电工程项目的实际特点，对于工程进度的监测分为日常监测模式与定期监测模式，并将日常监测模式作为主要的监测方法。进度监测的具体结果通过项目监测报告进行提交和保存。水利机电工程项目的日常监测是在该项目不断进展的过程中，对工程项目的所有任务分项的开始时间、完成时间、持续时间和具体进展等进行记录，以便于科学地控制进度。而定期监测作为辅助的监测手段，指的是为监测行为设定具体的时间周期，从而定期对工程进度的实际情况进行监测。监测周期的确定源于工程项目本身的规模、类型等。

三、水利机电工程项目进度对比

水利机电工程项目进度对比的目标是把工程项目监测得到的实际进度和计划进度相互比较，定位进度偏差，确定产生偏差的原因，做出有针对性的对策，因此这属于进度管理的主要环节。在进度数据比较分析的基础上，能够协助工程项目的进度管理人员确定进度异同，进而提升工程进度的管理水平。在水利机电工程进度的对比方面主要集中于以下一些内容：

（一）确定进度的偏差是否属于关键线路。进度的偏差如果属于工程项目的关键线路，则能够对工程进度产生直接的影响，从而影响到工程的工期，此时必须采取有效措施进行调整。

（二）比较工程进度偏差和总时差。如果水利机电工程进度的偏差没有位于关键线路，则进一步对进度产生的偏差和总时差进行对比。如果工程进度偏差超过了总时差，则可判定该进度偏差能够对工程的后续任务工期产生负面影响，应该及时制定整改方案进行调整；如果工程进度偏差未超过总时差，则可判定该进度偏差未能够对工程的后续任务工期产生负面影响。

（三）对进度偏差和自由时差进行比较。如果水利机电工程项目进度所产生的偏差并未超过总时差，则接下来继续比较此偏差和工作自由时差的大小。如果此偏差超过了工作自由时差，则可判定此偏差将导致工作推迟，针对偏差的纠偏方法应进行进一步的分析；如果此偏差未达到工作自由时差，则可判定其未能对工作产生任何进度方面的影响，这种情况下不必对其进行调整，但总时差会降低。

四、水利机电工程项目进度调整

在水利机电工程项目的进度管理中，结合进度的动态监测能够逐渐找到工程工期的一些亟待解决的问题。为了维持工程项目的总工期按照原计划完成，当某时段的工程任务产生了偏差，便应该及时对其调整，一方面可以结合工程的具体情况对其他工作项的工时进行缩减，另一方面也可以对其他工时的各类参数进行必要的调整以实现工程项目整体进度的合理控制。

（一）进度调整目的。在对水利机电工程项目的进度进行管理的过程中，需要结合具体工期对项目实际进度进行测量，其目的是为评估组成该项目的每一个活动的进度是否出现了偏差以及这些偏差是否需要及时进行调整。通常情况下，对于工程项目的非关键工作，发生进度偏差，一般难以直接对该工程的计划完成时间导致致命的影响，而对于工程项目的关键工作，以及与关键线路存在关联的工作，一旦存在较大的偏差，就有可能对工程项目的整体进度产生影响，应该立即采取调整策略。结合以上的分析，一旦水利机电工程项目在施工进程中发现其关键工作以及与关键线路紧密联系的工作出现进度问题的时候，应结合实际工作进度中的偏差，对工程的活动之间进行调整，或者对持续时间进行重新的评估和确认，一方面可以对活动顺序进行调整，另一方面也可以制定进度替代计划。在项目不断进展的过程中，进度管理人员应随时结合进度监测结果和进度计划的对比而对原有进度计划进行调整或修改，同时也要结合进度的修改对其他文件与数据进行修改。当发生重大调整时，也应及时把调整通知发送给工程各方。在调整工程进度的时候，还应结合实际进度与计划进度的偏差，确保工程的总工期恒定、确保工程的实施质量以及投入成本。

（二）进度调整控制措施。结合以上的分析，水利机电工程项目为了能够实现进度目标，所采取的进度调整措施包括：1、关键路线的调整。水利机电工程项目在关键路线上的所有工作，一旦其持续时间发生变化，就能够会对项目的整体进度造成影响。所以，对关键路线的调整是进度管理的主要内容。在关键工作提前完成的情况下，考虑到工程的进度管理目标并不是提前完成，而是按照原计划完成，因此这时主要应该评估能够节约资源及费用的方面。2、工序间关系的调整。如果某子工程的进度偏差能够使工程项目的总工期延长，则一方面对关键路线进行调整，另一方面也应对子项目的关联项目逻辑关系进行调整，生成更加合理的关键线路，保障项目进度目标的实现。3、减少工序的工时。水利机电工程项目的工序具体时间是很多外在因素作用下的综合结果，一些工序的工时可以通过为其增设各类资源的方式得到缩减，进而减少整体上的工程项目工期，实现工程项目的进度控制目标。

五、结束语

差生期中总结篇(3)

关键词：能源消费；经济增长；协整经验；Granger因果检验

中图分类号：F12 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）09-0006-02

一、数据来源与预处理

本文在研究中国能源消费和经济增长内在关系时，沿用前人的经验用法，经济增长用国内生产总值（GDP）表示，能源消费用能源消费总量表示。本文选取了1990—2006年的中国国内生产总值和能源消费总量时间序列数据，样本观察值各为17个，1990—2006年的能源消费总量数据来自《中国能源统计年鉴》（1990—2006），记为EC，单位是万吨标准煤。1990—2006年的名义GDP来源于《中国统计年鉴》（1990—2006），为了使数据具有可比性，将名义GDP数据按照1990年不变价格进行了调整，得到消除了价格因素的实际GDP，记为EGDP单位是亿元人民币。

二、中国能源消费总量和实际GDP序列的平稳性检验

为了排除异方差性，使序列变得更加容易平稳，本文对时间序列变量取自然对数，记取对数后的实际国内生产总值序列和能源消耗总量序列分别为LEGDP和LEC。

为了检验检验变量的平稳性，使用ADF检验对这两个时间序列分别进行单位根检验，以判断单整阶数。检验中的方程选取的是不含有常数项且不含有时间趋势项的限制回归方程形式。滞后阶数由SIC准则来确定，在10%的显著水平下，序列LEGDP和LEC的ADF检验值（LEGDP的ADF：1.383466，LEC的ADF值：2.114414）大于临界值（LEGDP的临界值：-1.624392，LEC：-1.602922）。因此可以判定序列LEGDP和LEEC是非平稳的。然后，对这组序列进行一阶差分，得到新的序列DLEGDP和DLEC，然后再进行单位根检验，可以看出，在10%的显著水平下，序列LEGDP1和LEC1的ADF检验仍然大于临界值，所以他们仍然是不平稳的，于是，再进行二阶差分，得到一组新的序列LEGDP2和LEC2，在10%的显著水平下，序列DLEGDP和DLEC的ADF检验小于临界值，所以此时序列是平稳的。即中国国内生产总值与能源消费总量是二阶差分平稳序列。

三、中国能源消费总量和实际GDP序列的协整性检验

由单位根检验结果可知，时间序列LGDP2和LEC2均为二阶单整序列，接下来采用Engle-Granger两步检验法分别对其进行协整检验，看两者之间是否存在着协整性。

首先，建立LGDP2和LEC2之间的协整方程，通过最小二乘回归得到两者之间的协整回归方程为：

LEC2t=4.561951+0.718106*LEGDP2t+■t

由上述协整方程可以看出，能源消费总量和实际GDP之间存在着正的自相关关系，且关系显著。然后对上面的回归方程的残差进行单位根检验，由回归方程估计结果可得到残差■t为：

■t=LEC2t-4.561951-0.718106*LEGDP2t

对■t进行单位根检验，选择无截距项，也也无趋势项的检验模型，由SIC信息准则确定滞后阶数为3，检验结果如下所示：ADF检验值：-2.893205，5%显著水平临界值：-1.9700978，结论：不存在单位根。

检验结果显示，残差序列在5%的显著性水平下拒绝了原假设，即接受不存在单位根的结论，因此可以确定■t为平稳序列，即■t～I（0）。上述结果表明：1990—2006年间的LGDP2和LEC2时间序列之间存在着协整关系，即能源消费总量和实际GDP之间存在着长期的均衡关系，保持着长期的共同趋势。由协整方程可以看出，国内生产总值每增加1%，总的能源消费量就增加0.718106%。

四、中国能源消费总量和实际GDP之间的因果关系

通过上述的协整检验，得到了能源消费总量和实际GDO之间存在着长期的均衡关系，为了更清楚地了解两者之间的因果关系，需要通过Granger因果关系检验来判定能源消费总量和实际GDP之间存在着何种因果关系。得到的Granger因果关系结果如下所示：LEC不是LGDP的原因F统计量为1.646685，P值为0.439，LGDP不是LEC的原因的F统计量为5.135731，P值：0.0767。

由检验结果可以看出，在5%的显著性水平下，可以拒绝“LGDP不是LEC的原因”这一原假设，接受“LGDP是LEC的原因”这个结论。通过Granger因果关系检验，得出实际GDP对能源消费总量存在着单向的因果关系，即经济增长带动着能源的消费。

五、中国能源消费总量和实际GDP之间的误差修正模型即模型分析

根据Granger 定理，一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的表达形式，误差修正模型的作用在于不依赖于某些解释变量，而是仅仅依靠解释变量与因变量之间长期关系的偏差以及对因变量的调整，便可以解释经济中不同变量之间的长期稳定均衡关系及其自身的变化过程。

通过上面的Granger因果关系检验结果可以得出：LEC2和LGDP2存在着长期的协整关系，而且LGDP2对LEC2存在着单向的因果关系。因此，下面建立中国能源消费与实际GDP之间的误差修正模型，并对模型的结果进行分析。

1. 中国能源消费总量和实际GDP之间的误差修正模型

首先建立误差修正模型的标准形式，通过OLS回归得到误差修正模型为：

ΔLEC2t=3.376498+0.835331*ΔLGDP2t+1.093385*ECMt-1

ECMt-1＝LEC2t-1-4.561951-0.718106*LEGDP2t-1

其中，1.093385*ECMt-1项称为误差修正项。由上面的误差修正模型的D-W值可以看出模型存在着正自相关，所以，需要在模型中加入足够多的滞后项来消除自相关，与此同时，也要相应加大误差修正项的滞后期。为了消除自相关，在上式中加入ΔLEC2t和ΔLGDP2t的滞后一期变量。同时将误差修正项改为滞后两期，通过OLS回归得到新的误差修正模型：

ΔLEC2t=-3.397+0.6613*ΔLGDP2t-1.0816*ΔLGDP2t-1+

1.6472*ΔLGDP2t-1-0.7248*ECMt-2

ECMt-2=LEC2t-2-4.561951-0.718106*LEGDP2t-2

由R2可以看出判决系数得到了提高，由于修改后的模型中加入了滞后项，这里不能再用D-W值来判断模型是否存在着自相关，这里我们使用LM相关性检验来判断是否存在自相关，LM检验结果如下所示：F统计量：0.082269，P值：0.7807；T>R^2统计量：0.135873，P值：0.7124。

由检验结果可以看出，加入了滞后项后的误差修正模型已经不能再一阶自相关，而且模型中的各项系数均通过了检验，而且拟合优度相当高，同时，由修改过的误差修正模型可以看出，对于误差修正项0.7248*ECMt-2，若t-2时刻的LEC大于其长期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，则ECMt-2为正，ΔLEC2t将减少；反之，如果t-2时刻的LEC小于其长期均衡解即4.561951+0.718106*LEGDP2t-2，则ECMt-2为负，ΔLEC2t将增加。所以，这是符合反向修正机制的，体现了长期非均衡误差对LEC的控制。下面对模型的结果进行分析。

2. 模型结果分析

模型中所有作为解释变量的各差分享系数反映了各变量短期波动对能源消费量短期波动的影响。根据估计结果可知，短期中国国内生产总值的变化将引起能源消费总量的相同方向的变化，当中国当期的国内生产总值变化1%时，将引起能源消费总量同方向变化0.6613%；在其他自变量不变的条件下，上一期的能源消费每增加1%，当期的能源消费会增加1.6472%；在其他自变量不变的条件下，上一期的国内生产总值增加1%，当期的能源消费将会减少1.0816%。

误差修正项反映了各变量间关系偏离长期均衡状态对短期波动的影响，系数反映了对偏离长期均衡方程的调整力度。上式中的误差修正系数为-0.7248，符合反向修正机制，说明了上两期GDP与能源消费的非均衡误差以0.7248的比率对当期的能源消费总量作出调整。

六、结论

中国能源消费与经济增长之间存在着长期的均衡关系，而且是单向的从经济增长到能源消费的因果关系，即经济增长拉动着能源消费。从误差修正模型看，当期实际GDP每增加1个百分点，就会拉动能源消费增加0.6613个百分点，说明能源消费要以经济增长为前提，这主要是因为经济增长促成了能源的大规模开发和利用。因此中国要顺利实现经济的增长目标就必须要有增长的能源供给作为保障。面对中国当前所面对的能源供应压力，必须重视能源供给，来保障中国经济的持续增长。

参考文献：

[1] 张晓峒.计量经济学软件Eviews使用指南[M].天津:南开大学出版社，2002.

[2] 国家统计局.1990—2006:中国统计年鉴[K].北京:中国统计出版社，2006.

差生期中总结篇(4)

[关键词]心理健康；总体幸福感；大学新生

大学生的生活质量和心理健康是目前备受社会关注的问题。特别是新入的大学生，不论是生活环境、人际关系、学习内容以及学习方法等各方面与中学时代相比都发生了明显的变化。这些变化是大学新生生活的主要心理应激源，是诱发大学新生心理健康问题、降低生活质量的重要原因。许多调查证明，在大学新生人群中存在着多种心理健康问题。但是，到目前为止的报告都是对大学新生心理健康状况的一次性调查，没有能够反映出大学新生心理状态的动态变化过程。为此，我们对新入学大学生进行了连续5个月的心理健康水平和总体幸福感的连续跟踪调查，为新生心理健康教育或心理干预提供客观、科学的依据。

1　对象与方法

1．1　对象本次调查对象为福建医科大学人文学院2005级全体新生。采用总体幸福感和心理健康状态平行调查的方法。在新生入学的第l周进行第1次问卷调查，以后每隔1个月进行1次问卷调查，共进行了5次。每次调查时，接受调查的全体新生都被安排在同一时间同一地点填写问卷，并立即回收。在第1次调查之前，给新生详细说明了调查的目的、内容和注意事项，然后由学生自主填写问卷。在第1次调查时，还同时进行了人格特征和应对风格的问卷调查。此次调查总共发放问卷78套，回收78套，其中有效问卷73套。在有效回答问卷的学生中，男生2g人，女生44人。年龄在17～22岁之间，平均19.5岁。

1．2　调查工具 用总体幸福感量表、90项症状自评量表(SCL-90)测查新生的生活质量和心理健康水平；分别用艾森克人格问卷(成人式)和应付方式问卷确定新生的人格特征和应对风格。以上使用的测量工具都在国内被广泛使用，都具有良好的信度和效度。

1．3　统计分析采用单因素方差分析检测5次测查结果的差异性；用成对t检验检验同一人群的2次测查结果的差异性；用直线相关检验验证两组间的相关关系。

2　结果

2．1　新学期新生总体幸福感的变化大学新生在第一学期的5个月中，无论男生还是女生．总体幸福感均逐月增加，学期末月份(第5个月)的总体幸福感与学期初月份(第1个月)的相比具有显著性差异。在新学期的各个月份，虽然男生的总体幸福感均值均高于女生，但这些差异均无统计学意义。

2．2　新学期新生心理健康水平的变化，全体新生在第1学期的5个月份之中，SCL-90的总得分、总均分以及阳性症状项目数都在入学后的第2月份升高．紧接着就开始下降，但是这些变化都没有显著性差异(p＞0.05)。从性别来看，女生的SCL-90总得分和总均分都在入学后第2个月一过性地显著升高(P＜0.05)，而第3个月份就开始下降，到期来月份时与学期初月份没有显著，性差异。男生的SCL一90总得分和总均分从入学开始就逐渐下降，到期末就降到了学期初的以下水平(P＜0.05)。从阳性症状痛苦程度来看，不管是男生还是女生，在入学前4个月没有明显变化，而在第5月份急剧上升，与前4个月的哪一个月相比都具有极显著差异(P＜0.001)。

2．3　新学期新生SCL－90量表各因子得分，表3显示，在新学期5个月份之间，新生的SCL－90各分量表得分都没有显著性差异(P＞0.05)。但是，当让入学后第2、3、4、5月份的各因子得分与第1月份的相比较后发现，一些因子与第1月份的具有显著性差异。总体印象是：强迫、人际敏感、抑郁、敌对、其他等因子在入学后第2个月份就显著地升到最高，随后又逐渐下降到入学时水平。而焦虑、恐怖、精神病性因子从入学后开始持续降低，在学期末(第5个)月份降到最低水准，学期初和学期末之间具有显著性差异。

2．4　总体幸福感、心理健康水平、应对方式、人格特征之间的关系在新学期的前半段。新生的总体幸福感与SCL－90总分呈负相关(9月份，t=-0.306，P＜0.01；10月份t=-0.295，P＜0.05；11月份；t=-0.262，P＜0.05)；而在学期后半段，两者没有明显的相关(12月份：t=-0.003，P＞0.051；1月份；t=-0.044，P＞0.05)。学期末的总体幸福感加分值(学期末和学期初得分的差)与问题解决(t=0.363，P＜0.01)、幻想(t=0.297，P＜0.05)、退避(t=0.257，P＜0.05)以及合理化(t=0.266，P＜0.05)等应对方式存在明显正相关。而与艾森克人格问卷各因素得分无关。学期末的SCL一90总分减分值与个性的神经质倾向(t=-0.315，P＜0.01)呈明显负相关。而与应对方式无关。新学期期末考试成绩(期末各科目考试成绩的平均值)与考试当月份的总体幸福感、SCL-90总分没有明显相关I与学期末总体幸福感加分值及SCL-90总分的减分值也没有相关关系(P均大于0.05)。．但是，期末考试成绩与自责(t=-0.237，P＜0.05)、幻想(t=-0.272，P＜0.05)应对方式以及神经质(t=-0.242。P＜0.05)人格特征呈负相关。

3　讨论

3．1　总体幸福感本研究结果表明，医科大学的新生总体幸福感比二年级学生明显的低下。这说明，大学新生确实正处于适应新的生活、学习、人际环境的特殊心理阶段。刚刚升入大学的新生，与高中阶段相比不仅仅学习压力明显减少、社会支持也更加广泛、自我概念不断优化、自我价值感逐步提高。这些影响总体幸福感的主要可变性心理因素在大学新生身上都处于能够增加总体幸福感的状态，即使是到了新学期期末考试阶段也没有了像高考一样的紧张感。所以，大学新生既不会因为新学期初的生活和学习环境的变化，也没有由于期末考试的压力而使总体幸福感明显减少。他们的总体幸福感随着生活和学习的进一步适应而逐渐增加。虽然无统计学差异，但是新生中的男生的总体幸福感始终比女生的高，此研究结果与林贤浩等的调查结果一致。而且，进一步从大学二年级男生的总体幸福感比女生的明显高的结果来看，医科大学男女生之间总体幸福感的差异，可能会随着一年级升到二年级而进一步明显的趋势。

3．2　心理健康水平本调查结果显示，在SCL－90问卷的各个因子中，除了躯体化和偏执因子以外，其他8个因子在新学期中的不同时期都发生了不同程度的变化．这结果可以帮

助我们理解，为什么关于大学新生心理健康水平的研究结果大多不完全一致。造成这种结果的原因除了与各个研究的对象、方法不同以外，还和调查的时期不同有密切关系。在新入学后的头2个月，新生面临的主要问题是快速地适应生活环境，特别是要适应与新同学之间的人际环境。为此，新生不仅会有意无意地适当控制自己的育行，同时还会更加注意别人对自己的反应，这些都能增加他们的人际敏感、敌对情绪和强迫倾向。同时，新生在适应新生活环境阶段，难免会遇上失败和挫折，这容易诱发或加剧他们的抑郁情绪，本研究显示的大学新生的人际敏感，敌对、强迫和抑郁因子增加的结果，与其他调查结果是一致的。

另外，在新学期末，新生的SCL－90阳性症状痛苦程度显著增高，而阳性项目数并不显示增加，这可能是第一次大学期末考试的压力恶化了本来就已经存在的心理不健康状态的结果。

3．3　总体幸福感与心理健康水平的关系本研究显示，大学新生的总体幸福感在新学期的前半段与心理健康水平呈明显的正相关关系。这结果与许多研究一致。但是，在新学期的后半部分，它们之间的相关关系却逐渐减弱。从本研究的另一结果可以知道：新学期期间大学新生的总体幸福感变化程度主要与应对方式相关，与人格特征无明显关联，而心理健康水平则与神经质倾向呈明显负相关。在新学期的后半段，由于学生需要应付期末考试压力，更多地使用各种应对来缓解压力，这种局面就可能造成新学期后半段新生总体幸福感与心理健康水平相关关系分离的后果。

差生期中总结篇(5)

关键词：能源消费；产业结构；向量自回归模型

中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）17-0096-05

引言

一直以来，世界各国的能源消费均以化石燃料为主，经济的持续增长需要依靠能源的高消费来维持，随着人口的增长和工业化水平的不断提高，这种不可再生能源的贮存量将不断减少并且会变得越来越昂贵。同时，根据世界资源研究所（WRI）的报告可知，61.4%的温室气体排放来自于能源消费。因此，为了解决经济快速发展与环境不断恶化之间的矛盾，必须从能源问题着手。探究能源消费背后的产业驱动因素，明晰能源消费的影响因素，不仅有利于相关部门更好地把握能源消费特征，制定合理可行的节能降耗政策，并且对于提高能源利用效率、减少不合理的能源消费、降低环境污染等都具有重要的现实意义。

辽宁省作为中国传统的老工业基地，也是全国能源生产与消费大省，受重工业比重过高的影响，原油消费量一直居于全国第一位，焦炭、汽油、柴油等的消费量也位于全国前列。本文应用辽宁省1978—2010年间的时间序列数据，建立一个非限制性向量自回归模型来考察辽宁省能源消费与各影响因素之间的关系，并进行脉冲响应分析和方差分解，进一步分析各影响因素的冲击对辽宁省能源消费的响应以及贡献度，从长期均衡角度来考察各变量之间的动态变化规律，从短期波动角度分析各变量对能源消费总量的影响和作用。

一、文献综述

国外文献对能源消费的研究较为丰富，Lise和Montfort（2007）运用Engle-Granger两步法对土耳其1970—2003的数据分析显示，土耳其的经济增长对能源消费具有一定的影响，反过来不成立。Apergis和Payne（2009）研究的是依据独立国家联合体中的 11个国家的数据，运用多变量面板数据模型来探讨能源消费与经济增长之间的关系。研究发现，实际GDP、能源消费，固定总资本投资和劳动力之间的系数是正相关的，并且误差修正模型揭示了短期存在能源消费到经济增长的单向因果关系，而在长期，二者具有双向因果关系。

影响能源消费的因素不仅有GDP，人口数量、经济结构、产业政策、能源价格等方面也是不可忽略的因素。国内学者齐志新（2007）采用因素分解法，来分析中国工业结构变化对能源消费的影响。研究发现，重工业比重每增加1%，能源消费增加约866万吨标准煤，说明轻重结构的变化对能源强度的影响越来越重要。林伯强（2007）将GDP、煤炭价格、经济结构、运输成本作为解释变量，分析了这些因素对煤炭消费的影响；此后，林伯强等（2011）利用投入产出结构分解法，分析了国内消费、进出口贸易和技术进步对中国能源部门和非能源部门电力消费的影响。周建（2007）建立了向量自回归模型和脉冲响应函数来分析能源消费和经济增长、效率改进之间的作用机理。研究结果表明，在众多影响能源消费的因素中，经济增长方式的改变和重工业比例在经济结构中的调整对能源消费的作用最为显著。牟敦果（2012）运用时变参数向量自回归方法研究了电力消费量、工业增加值和煤炭价格三者之间的互动影响，实证结果表明，工业增加值对电力消费具有显著的促进作用。

综上所述，国内外学者对能源消费的研究方法和角度都在不断深入，越来越多的因素被考虑到研究范围内。本文在借鉴以往研究的基础之上，综合考察了辽宁省地区生产总值、人口总量、产业结构和工业结构对辽宁省能源消费的影响。

二、变量选取与模型设定

目前，关于能源消费的影响因素有很多研究，本文结合现有文献，选取以下4个变量作为解释变量，来考察其对能源消费的长期和短期影响。

（一）经济总量

大量的经验研究表明，经济总量和能源消费量之间存在着显著的正相关关系，经济总量一般用国内生产总值来衡量。本文去除了价格因素的影响，均以1978年为基期。

（二）人口数量

能源消费可以分为生产消费和生活消费两方面，人口数量对生活能源消费量起决定性作用。近年来，随着社会的进步和生活水平的提高，生活能源消费总量稳定增长，人均能耗也存在着一定的上升趋势，但并不明显。因此，本文仅考虑了人口数量对生活能源消费的影响。

（三）服务业比重

产业结构是影响能源消费的另一个重要因素，总体来看，服务业能源消费水平普遍较低，因此，增加服务业在国民经济中的比重对于降低能源消费总量具有促进作用。本文应用服务业增加值占GDP比重来描述区域产业结构，假定服务业比重与能源消费之间具有负向关系。

（四）重工业比重

经济结构的变化，尤其是能源消费量较大的重工业产业结构的变化对能源消费产生较大的影响。本文应用重工业总产值占工业总产值的比重代表工业内部结构的变化，将其作为能源消费的一个解释变量。

（五）模型设定

根据以往文献，本文将辽宁省能源消费函数表示为：

（2.1）

为消除数据的剧烈变动和异方差性，对模型各变量进行对数处理，可以得到能源消费方程为：

（2.2）

上式的最大优点是区分了绝对量和相对量对能源消费的不同影响。

三、辽宁省能源消费的长期均衡

（一） VAR模型建立

基于所选取的变量，本文构建不含外生变量的非限制VAR模型：

（3.1）

式中：；

为扰动列向量；是系数矩阵；p是滞后阶数。

一般情况下，VAR模型中的变量必须具有平稳性，因此首先对变量进行平稳性检验。

检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，本文使用经改进的DF-GLS检验，原假设为时间序列是非平稳的，备择假设是平稳的。检验结果如表3.1所示：原时间序列在10%的显著性水平下均无法通过DF-GLS检验，即时间序列为非平稳的，而对这些变量进行一阶差分之后，检验统计量值都小于5%检验水平下的临界值，因此差分序列不包含单位根，从而表明序列是平稳序列，具有一阶单整性。

（二）长期均衡检验结果

协整检验要求协整变量必须具有相同的单整阶数，从单位根检验结果可以看出，5个变量都是一阶单整，满足单整的条件，因此，本文VAR模型中的变量之间可能存在协整关系。

从Max-Eigen统计量检验结果可知，在5%的显著性水平下拒绝了0个协整方程的原假设，只存在唯一的协整关系。协整方程为：

（3.2）

方程中ecm代表误差修正项。结果表明，在1978-2010年间，辽宁省的能源消费总量与地区生产总值、人口数量、服务业比重、重工业比重之间均存在长期均衡的协整关系。从长期来看，能源消费对的弹性系数为0.556，经济增长对辽宁省的能源消费总量有着正向拉动作用；能源消费对人口数量的弹性系数为0.897，说明人口数量对能源消费总量也有正向影响；服务业比重对能源消费具有负向作用，服务业比重每提高1个百分点，能源消费会降低0.798%；重工业比重对能源消费的影响系数最大，可见在长期重工业是影响辽宁省能源消费的最重要因素。

四、辽宁省能源消费的短期波动

（一）向量误差修正模型

由于变量之间存在协整关系，可以根据回归分布滞后模型导出误差修正模型（VEC）。VEC可以显示出能源消费与各影响因素之间的短期动态调整过程，反映当变量受到外界冲击偏离长期均衡状态时，系统如何在下一期使变量重新回到长期均衡状态。

根据向量误差修正模型的输出结果，可以写出误差修正模型的估计结果：

（4.1）

从模型估计结果中可以看出，在短期，辽宁省能源消费滞后一期对自身的影响显著为正，说明当期能源消费总量受前一期能源消费的影响较大；经济总量、工业结构的系数均为正，说明经济总量的增加和重工业比重的增加能够促进能源消费总量的提高，人口数量对能源消费具有正向影响，影响程度比较小，产业结构对能源消费具有负向影响，说明服务业比重的提升能够降低能源消费总量。从方程中各变量的系数可以看出，在其他变量不变的情况下，人口数量每增加1%，能源消费总量增加0.39个百分点；经济增量每增加1%，能源消费增加0.88个百分点；重工业比重每提高1%，能源消费总量增加0.97个百分点；服务业比重每提高1%，能源消费总量下降2.46个百分点。由此可见，在短期，经济总量、产业结构、工业结构是辽宁省能源消费总量增长的主要推动因素。方程中项是误差修正项，其系数的大小可以反映出辽宁省能源消费在短期波动中偏离长期均衡的调整力度，方程中误差修正项系数的估计值为-0.24，说明短期中影响辽宁省能源消费总量变化的因素在偏离长期均衡状态时，能够以0.24的速度回到均衡状态。

（二）脉冲响应函数

脉冲响应函数可以用来分析VAR模型中随机扰动项对各内生变量当前值和未来值的影响。下面分别给lnener、lnGDP、lnpop、stru、ind一个单位的正冲击，可以得到关于辽宁省能源消费总量的脉冲响应函数图，见图1。

从图1可以看出，在当期给经济总量一个正的冲击之后，能源消费总量立即对扰动作出了响应，在第2期对扰动所做出的响应达到最大（约为0.06）。这表明，当经济增长受到外部冲击后，经市场作用传递给能源行业，并给能源行业带来正向的冲击；当给一个正的冲击之后，始终没有做出较大响应，这表明人口因素对能源消费的冲击不显著，虽然随着生活质量的提高，居民对汽车、家电等的需求增加，但与其他因素相比，生活能源消费对能源消费的影响依旧较小；当给产业结构一个正向冲击之后发现，传递给的是负向的作用，在第2期对能源消费有最大的负向作用，达到-0.01，然后开始围绕0值上下波动；当给一个正向冲击时，对扰动所做出的响应在第2期达到0.004，其后逐步下降到0，从第5期开始逐渐提高并趋于稳定。

（三）方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中内生变量受到冲击之后给其他变量带来的影响，方差分解则是通过分析结构冲击对内生变量变动的影响程度，来进一步考察不同冲击的重要性。本文只考虑各变量冲击对能源消费的贡献度。下图为各变量对能源消费的方差分解图。横轴表示滞后期间数（单位：年度），纵轴表示各因素的贡献度（单位：%）。

表2给出了各变量对能源消费的方差分解结果。从表2可以看出，经济总量对能源消费总量的贡献度最大，从第4期开始，经济总量的贡献已经超过能源消费总量自身扰动所引起的变化，随着时间的推移，经济总量对能源消费的扰动影响逐期增加，在第10期达到了最大值，高达67.29%。表明辽宁省能源消费预测方差的67.29%可以由经济增长的水平变动来解释。这种现象契合了本文前面的理论论述，解释了伴随经济的快速增长，能源消费总量大幅提升的原因。重工业比重对能源消费的贡献程度小于经济增长，位于第二，这体现了辽宁省老工业基地的产业特点。排在第三位的是服务业比重，在第二年达到了2.31%，随后逐年上升。近几年，随着国家产业政策的实施，产业结构调整力度越来越大，第三产业比例的大幅度上升降低了能源消费量。人口数量对能源消费的贡献度很小，表明生活能源消费占能源消费总量的比例依旧很小，人均生活能源受制度变迁等因素的影响较大。

五、结论

本文通过对辽宁省能源消费与其影响因素之间关系的分析，揭示了辽宁省能源消费的基本特征。主要结论为：从长期看，辽宁省能源消费与经济总量、人口数量、服务业比重、重工业比重存在稳定的均衡关系，重工业比重对能源消费的作用最显著。从短期波动看，当系统受到外界冲击时，服务业比重的变化是使系统从短期向长期回调最有力的因素；生活能源对能源消费的正向影响比生产能源要小得多，虽然随着生活水平的提高，生活用能的空间增大了，生活能源受其他因素的影响较大。近年来，辽宁省能源出现了供需不均衡的现象。2010年，辽宁省从省外和以进口方式净调入能源量达到13 242.97万吨标准煤，约占当年能源消费总量的66.7%。长此以往，辽宁省能源消费对外依赖度将越来越高。因此，建议省政府在财政预算中增加一部分能源专项基金，加强可再生能源技术的开发和引进，对水能、风能、太阳能的开发利用等进行补贴等。这样，一方面能够解决辽宁省未来的能源消费问题，另一方面能够减轻环境污染，符合国家新型工业化道路的发展要求。

长期以来，辽宁省的经济发展模式形成了以第二产业（尤其是重工业）为主体的经济结构，这就决定了工业是辽宁省能源消费的主要部门（2010年，工业耗能增长率高达12.97%）。而服务业的优势是消费自然资源较少，并且可为农业和工业的持续发展起到助推作用。与全国平均水平相比，辽宁省的服务业比重也相对偏低，应该进一步限制各类高耗能、高污染产业的发展，淘汰能源消费高的落后企业，加快服务业发展，结合辽宁省的实际情况，尤其应该加快生产业的快速发展。

参考文献：

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[2] 中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要[Z].2011.

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29（6）：1166-1178.

[4] Apergis N，Payne J E.Energy consumption and economic growth：Evidence from the Commonwealth of Independent States[J].Energy

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[5] 齐志新，陈文颖，吴宗鑫.工业轻重结构变化对能源消费的影响[J].中国工业经济，2007，（2）：35-42.

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[8] 周建.经济转型期中国能源消费的长期均衡及短期波动：1978—2005[J].南开经济研究，2007，（3）：3-46.

[9] 牟敦果，林伯强.中国经济增长，电力消费和煤炭价格相互影响的时变参数研究[J].金融研究，2012，（6）：42-53.

Study on the long-term equilibrium and short-term fluctuations in energy

consumption in Liaoning province.

TAN Fei，DONG Kun

（Management and economics section，Dalian University of science and Technology，Dalian 116024，China）

差生期中总结篇(6)

规模化发展

中国化纤总量去年底超过3000万吨，占世界总量的54％，其中聚酯和涤纶占世界总量的62％，涉及化纤的各个品种，甚至涵盖了主要的特种纤维。发展总量在相当长的时间内，是我国化纤行业发展的重要方向。中国化纤协会名誉会长郑植艺表示总量规模的发展任务已经完成，但具体到企业而言，规模还需扩大。化纤“十二五”发展规划将推动“大企业、大集团、大公司战略”，即培养超过500亿年产值的企业或集团，而这样的企业目前行业内还没有。2010年底超过300亿年产值的可能有3家企业，产值超过200亿元的有7家企业。

“十二五”期间，将推动企业兼并重组，特别是横向联合与垂直整合，打造一批大型企业集团，进一步提升产业集中度和整体竞争力。造就上下游产业链、供应链，形成以金融为龙头的多产业集聚的总部经济经营模式。“十二五”期间要实现年总产值超过500亿元的企业12家；争取至少3家企业年总产值超过1000亿元，进入世界500强行列。大企业、大集团年产值占行业总产值要达到1/3以上，利润占行业总利润的25％以上。

此外，以烟台氨纶、山东海龙、浙江富丽达等10余家为代表的品种型规模化企业，在锦纶、氨纶、腈纶、粘胶、新材料等产业都具有较高的市场占有率及技术优势，已具备在“十二五”期间继续向规模化方向发展的基础，是行业技术进步的骨干企业。在这些企业中将产生产值超过200亿元甚至300亿元、形成品种型、规模化的大企业。

差异化发展

就目前而言，差别化发展是行业“高附加值”的体现，是行业市场高端竞争力的核心力量，也是绝大多数企业应该选择的方向。在2009年，化纤行业加大创新力度，注重行业整体的技术进步，以市场手段淘汰落后产能，化纤的差别化率进一步提高，达到43％以上。“十二五”期间中国化纤产业差异化发展的主要任务主要为以下5个方面：高性能差别化：开发“五仿”纤维(超仿棉、超仿毛、丝、超仿麻、仿真皮)，达到超性能、超仿真目标；超细旦、功能化、复合化。

至2015年，全行业产品差别化率达到60％以上，差别化纤维总量超过2340万吨。其中涤纶长丝差别化产量达到1400万吨，差别化率为67％：涤纶短纤差别化产量达到600万吨，差别化率为60％；粘胶长丝差别化产量达到2万吨，差别化率为8％；粘胶短纤差别化产量达到75万吨，差别化率为25％；锦纶民用丝差别化产量达到180万吨，差别化率为60％：腈纶差别化产量达到15万吨，差别化率为25％。

预计，“十二五”期间，“专、小、精、特”企业争取发展到60家以上，产值占化纤总产值的30％以上，利润占行业总利润40％以上。全行业实现差别化产品产值占全行业总产值的50％，利润占60％。

新型材料化

化纤新型材料化严格有别于化纤差异化中的功能纤维，是指用高新技术生产的满足特种和极端环境下需求的特殊纤维，不仅含大分子结构，也含无机结构和金属结构和特殊功能性，是承重的结构材料或结构材料中的增强体。世界各国均把它们定位战略性新兴材料，是对国民经济和国家安全有重要影响的产品和技术。

“十二五”期间计划达到的主要目标是：碳纤维碳纤维复合材料是新型材料领域的最重要、应用最广泛、前景最明朗的材料，碳纤维不仅是复合材料的增强体，本身也是结构材料，是纤维新型材料中最重要的品种。预计到2015年实现拉伸强度大于5.5GPa、拉伸模量大于290GPa高强中模碳纤维的规模化生产；开发系列牌号碳纤维产品，满足各领域特种材料需求，届时将完成有效产能万吨碳纤维产业的目标：实现稳定产品质量，提高单线生产能力，突破关键环节、实现成套设备国产化，降低投资成本；强化热能的综合利用及废气治理，实现节能降耗，清洁生产；重在碳纤维复合材料“工业用途”的开发，争取实现6个以上以工业产品为目标的、上下游产业链配套的、有一定市场规模的碳纤维产业集群。

另外，其他高性能纤维同时也要开展立项和研究，如对芳香族聚酯热致液晶纤维、聚酰亚胺纤维等的研究，并突破工业化或产业化的关键技术。

生物质纤维及生化原料的发展

近几年来，各种生物质转化技术的开发应用在生物质资源的利用上取得了一定的进展，然而生物质的利用总体来说还处于研究开发阶段，没有在技术上取得根本性的突破，离大规模工业化生产还有很大的距离，尚存在巨大的挑战。中国在开发生物质纤维及生化原料方面既有一定的经验，但也有相当的差距。中国化纤工业协会在今年6月份第四届中国生物产业大会上，了中国生物质纤维及生化原料“十二五”发展规划(初稿)，首次明确了生物质纤维及生化原料的目录序列。生物质纤维包括生物质原生纤维、生物质再生纤维和生物质合成纤维；化纤用生化原料主要指四醇三酸。

“十二五”期间，将在再生纤维素纤维、粘胶、长丝、短丝、竹浆纤维、麻浆纤维等方面形成单线产能和产业化优势：在生物质合成纤维、聚羟基脂肪酸酯(PHA)系列、14-丁二醇(BDO)等方面形成中试和工业化突破。

端小平指出，未来的5～10年，是化纤行业转变发展方式、强化自主创新、提升产业竞争力、实现由化纤生产大国向化纤强国转变的关键时期。特别是“十二五”时期，面对愈加复杂的国内外环境和日趋严峻的竞争形势，转型升级将成为行业发展的主旋律。

“十一五”成绩单

自主创新攀新高

2010年，化纤行业超额完成《化纤工业“十一五”发展指导意见》中的各项约束性指标。根据保守预测，在节能方面，2010年化纤吨纤维能耗将降到516.8千克标煤，比2005年下降30％左右；吨纤维用水量为11.4吨，比2005年下降40.3％。在减排方面，2010年工业固体废弃物利用率将达到98％，2005年仅为60％；吨纤维废水排放将减少到10吨，比2005年减少37.5％；吨纤维COD排放为39.3千克，比2005年减少12.8％。

差生期中总结篇(7)

关键词：产业结构；经济增长；实证分析

建国以来，孝感经济建设取得很大成就。随着经济总量的增长，孝感市的产业结构出现逐步升级的趋势，社会经济从传统的农业社会向现代工业社会转变，经济结构向现代型的经济发展模式转型。但孝感市作为湖北省的欠发达地区，农业仍然占有相当比重，而工业和服务业与发达城市相比发展缓慢，这些因素制约了孝感经济的发展。本文通过对孝感市产业结构与经济增长关系的研究，从战略的角度提出孝感市经济发展的对策及建议，以期为孝感经济发展起到一定的推动作用。

一、样本数据的选择与回归检验

（一）数据来源及处理

国际、国内较为通用的表示国民经济增长的一项重要指标是国内生产总值，即GDP。本文采用1992-2009年的年度数据，对产业结构与经济增长关系进行研究。其中主要选取了孝感市历年经济增长的国内生产总值GDP（按当年价格计算）、第一产业产值（Y1）、第二产业产值（Y2）、第三产业产值（Y3）、第一产业比重（R1）、第二产业比重（R2）和第三产业比重（R3）为指标数据。根据孝感市统计年鉴资料显示，三次产业GDP在宏观经济总量中的比例关系，由1992年的42.70：31.00：26.30变为2009年的21.32：42.10：36.58，产业结构的不断调整导致了经济持续快速的增长，GDP年均增长15.09%，其中第一产业增加值年均增长10.74%，第二产业增加值年均增长17.83%，第三产业增加值年均增长17.29%。

在数据处理方面，由于自然对数变换不仅不改变原来的协整关系还能使其趋势线性化，消除时间序列中存在的异方差现象，本文对七个变量取对数进行分析，分别表示为LOGGDP、LOGY1、LOGY2、LOGY3、LOGR1、LOGR2和LOGR3。

（二）实证分析

1、产业结构与经济增长因果关系检验

模型的选择：基于相关系数的特点，选用计量经济理论中的格兰杰因果检验模型研究孝感市产业结构与经济增长二者之间关系，一方面可以避免“伪相关”现象的出现；另一方面也可以具体确定二者之间是否存在单向影响的因果关系。

数据平稳性检验：在进行格兰杰因果检验之前，先分析数据的平稳性，这里采用ADF检验，其中ADF检验的模型形式为：

ΔYt=c+βYt-1+ξ1ΔYt-1+ξ2ΔYt-2+…+ξp-1ΔYt-p+1+δt+ε1①

原假设H0：β=0，备择假设H1：β＜0，接受H0意味着序列Yt有一个单位根，即是非平稳的。其中ε、t为白噪声，Δ为差分算子，c为常数项，t为趋势因素。

对LOGGDP、LOGR1、LOGR2和LOGR3，进行ADF检验，检验结果如表1所示。

根据表1，自然对数变换后得到的LOGGDP时间序列变量在原水平时是非平稳的，在一阶差分后也是非平稳的，而在二阶差分后则均为平稳序列，说明此变量为二阶单整序列；同样自然对数变换后分别得到的lnR1、lnR2、lnR3时间序列变量二阶差分后是平稳的，说明这三个变量也是二阶单整序列。经过二阶差分后的Δ2LOGGDP、Δ2LOGR1、Δ2LOGR2和Δ2LOGR3数据可近似代表经济增长变化与一二三产业结构变动情况，因此，对此差分后的四时间序列做格兰杰因果关系检验，对孝感市产业结构与经济增长关系进行实证分析。

结果分析：运用Eviews5.1，对孝感市产业结构变动与经济增长之间的格兰杰因果关系进行分析，分析结果如表2所示。

根据表2，由F-统计量和相伴概率可以发现，在5%的显著性水平下，第一产业、第二产业、第三产业都是GDP增长的格兰杰原因，同时GDP的增长对于第一产业的发展有促进作用。由此可见，孝感市经济增长与产业结构调整之间的作用方向是，产业结构调整能促进经济增长，而经济增长也能促进产业结构的调整。

2、孝感市产业结构对经济增长的贡献分析

模型的选择：由上所知，LOGGDP和LOGY两个变量均为二阶单整过程，因此可以对其进行协整检验。本文选用Engle-Granger两步法进行变量间的协整关系检验。

协整模型检验：首先，对同阶单整的LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个变量的时间序列进行最小二乘估计（OLS），由结果得模型的估计结果如下：

LogGDP=0.9477047596+0.3514854972*LogY1+0.378686375*LogY2+0.282056077*LogY3②

其次，研究线性回归残差序列resid的平稳性，对上述方程的回归残差进行单位根检验（EG检验），检验结果如表3所示。

由表3可知：残差e的ADF统计量值为-8.294112，该值小于1%的临界值-4.667883，因此该残差序列在1%的显著水平上已经是平稳序列，即LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四个序列之间存在着协整关系。从经济学上来讲如果这四个变量是协整的，那么它们之间就具有一个长期均衡关系。

建立线性回归方程对它们之间的关系进行表述。根据协整检验结果，构造出以LOGGDP为因变量的线性回归方程如下：

LogGDP=0.948+0.351LogY1+0.379LogY2+0.282LogY3③

上式表明，第一、第二、第三产业结构每变动1%，孝感市经济总量分别将同向变动0.351%、0.379%和0.282%。

结果表明，变量LOGGDP、LOGYl、LOGY2、LOGY3之间存在协整关系，即它们之间存在长期稳定的均衡关系，即对于孝感市来讲三次产业与孝感市的经济增长之间存在长期的均衡关系，各个产业对经济增长都有着长期的贡献作用。

误差修正模型：本文使用误差修正模型来估计产业结构与经济增长的短期动态过程，利用LOGGDP与LOGYl、LOGY2、LOGY3的长期均衡方程进行估计，可以建立如下误差修正模型：

ΔLOGGDP=0.138+0.227ΔLOGY1+0.316ΔLOGY2+0.456ΔLOGY3-0.117ΔE（-1）

R2=0.99998DW=2.567064④

通过观察模型，R2表明模型整体拟合效果较好；DW=2.567064表明模型不存在序列相关性。误差修正模型中各差分变量反映了短期变动的影响。 转贴于

二、结论及对策建议

（一）结论

根据模型结果确定孝感市产业结构与经济增长关系的长期行为与短期行为模型，据此对孝感市产业结构与经济增长关系的长期经济行为与短期经济行为进行具体分析。

1、长期经济行为分析

由协整检验模型得到的方程③知该回归模型调整后的判决系数为0.999671，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，而D-W统计量为1.026386，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。可知，孝感三次产业对经济增长存在长期的贡献作用，三次产业对经济增长具体表现为：第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.351个百分点；第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增0.379个百分点；第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.282个百分点。可见，在孝感市长期的经济增长过程中。第二产业一直起着重要作用，对经济增长拉动作用最大，是推动孝感市经济增长的动力；其次是第一产业，最后是第三产业。但是由方程③中的系数可以看出，第二产业的带动只比第一产业多0.028个百分点，由此得出，在孝感市过去的产业结构中，第一产业占GDP比重过大，第三产业产值过小，孝感市工业化道路漫长，这种结构如不调整会对长期经济增长产生不利影响。

2、短期经济行为分析

由误差修正模型知调整后的判决系数为0.999964，这说明第一、第二、第三产业对国内生产总值有整体的解释意义，D-W统计量为2.567064，说明回归方程的残差项不存在序列相关，因此方程的参数估计在统计意义上是可信的。同样根据回归模型可知，短期内第一产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.227，第二产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值增加0.316个百分点，第三产业的产值增加一个百分点会导致国内生产总值将增加0.456个百分点。此外，从短期内的误差修正方程来看，误差修正项统计上检验是显著的且是负的，符合反向误差修正机制，误差修正系数为0.117，这说明孝感市三次产业对经济增长的短期波动较大，平均每年对上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为11.7%。由此可以得出，短期内第三产业的发展可以较快的促进经济增长，第二产业的促进作用次之，而第一产业在短期内的促进作用相对较弱。

综上所述，孝感市的产业结构存在不合理性，第一产业在GDP中比重过大，从长期看，不利于经济向前发展；短期内对经济增长的促进作用较弱，第二产业对国民经济发展起重要作用，无论从长期还是短期，其对经济的拉动作用是十分明显的，但是存在发展不够，进程没完全过渡到中级工业化阶段。作为经济发展重要突破口的第三产业发展明显滞后，发展水平不够，对经济的贡献率还有待进一步提高。针对这些问题，从经济发展的长远角度看，应对现在的经济结构进行调整，优化产业结构，促进经济的持续健康发展。

（二）对策建议

1、调整农业结构，发挥比较优势

在今后的发展中应适当降低农业在国民经济所占的比重，要在不断深化农村改革和增加投入的基础上，调整和优化农业内部结构，发展优质高效的农业，提高增长速度，提高比较效益，加快第一产业的发展，以确保农业的基础作用和国民经济的协调发展。

2、突出工业的主导地位，加快工业化进程

结合孝感实际情况，第二产业发展不够，现阶段处于初级工业化向中级工业化过渡的阶段，总量规模小，在GDP中占的比重过小。在短期内应大力发展工业，实现工业倍增计划。加快城镇化建设，促成工业园区集约式发展，控制与调整村镇工业园区，使工业发展向市区工业园区集中。同时积极发展低碳工业，走新型工业化道路，要以高新技术产业为先导，以提高自主创新能力为支撑，以建立现代制造业体系为目标，充分发挥支柱产业对经济增长的作用，优化产业内部结构，改造提升传统产业，注重环境效益，节能降耗，促进工业长期稳定发展。