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張 娜
摘要:本文探討了FDI與山西省經濟增長之間的關系。結果表明:山西利用FDI與經濟增長存在很強的相關關系,它們之間存在著長期的穩定關系,并且它們之間的關系為正向相關。通過格蘭杰因果檢驗,表明當期的FDI對當年GDP的產生的作用不明顯,而長期來看則對GDP的影響明顯。
關鍵詞:FDI,山西省,經濟增長,格蘭杰因果檢驗
中圖分類號:
1 山西利用FDI的狀況
山西利用外商直接投資的歷程開始于20世紀80年代初期,從1984年批準成立第一家外商投資企業到2005年底全省累計批準設立“三資企業”2506家,項目總投資128.8億美元。合同利用外資金額為51.7億美元,外資實際到位27.9億美元。“十五”時期累計利用外資10.7億美元,其中2005年實際利用外資達到2.75億美元。進進“十一五”起來,山西的招商引資更是取得突破性進展,2006年全年新批準設立外商投資企業150個,實際利用外商直接投資額4.7億美元,比上年增長71.5%。經過二十多年的發展,山西的FDI已經呈現出投資規模不斷增加,盡管從1985~2006年間山西的實際利用外資額產生了比較大的變化,但遞增的趨勢非常明顯。從圖1中可以看出,1999年和2006年山西出現了兩次利用外資的高峰,1999年當年實際利用FDI達到39129萬美元,比1998年增長60%;2006年當年實際利用FDI達到47199萬美元,比2005年增長71.53%。
圖1 山西1985~2006年實際利用外商直接投資額
資料來源:山西省統計局。
2 計量模型與檢驗
筆者將建立計量經濟學模型對FDI與GDP的關系進行定量分析,基本步驟如下:①由于本文各變量均為時間序列數據且具有非平穩性,因此我們先對各變量進行單位根平穩性檢驗;②存在若為非平穩,就采用協整檢驗分析各變量之間的關系;③最后用格蘭杰因果檢驗進一步確定GDP和FDI兩個變量之間到底有沒有確切的因果關系。
2.1平穩性的單位根檢驗(ADF檢驗)
(1)模型的建立
對變量進行協整分析之前,首先需要對變量的平穩性作檢驗,只有變量在一階平穩的條件下,才能進行協整分析。現實生活中,大多數的經濟變量都是非平穩的,應用回回分析往往會導致偽回回現象,從而導致分析的結論無效,應先進行單位根檢驗。
對時間序列的平穩性運用統計量進行統計檢驗是比較正確與重要的。單位根檢驗是統計檢驗中普遍應用的一種檢驗方法。對單位根過程進行假設檢驗主要包括兩種方法,一種是迪基—福勒檢驗法(Dickey-Fuller),簡稱為DF檢驗法;另一種是菲力普斯—配榮檢驗法,簡稱為PP檢驗法。
早在20世紀70~80年代,北卡羅來納州立大學教授Dickey,D.A和衣阿華州立大學教授Fuller,W.A在他們的一系列文章中,建立了一種用來檢驗單位根過程的方法,這種方法在檢驗時間序列數據的天生過程中是否為單位根過程起著非常重要的作用[1]。
為了保證DF檢驗中隨機干擾項的白噪聲特性,Dickey和Fuller對DF檢驗進行了擴充,形成了ADF(augment Dickey-Fuller test)。ADF檢驗是通過下面三個模型完成的:
模型一: (1)
模型二: (2)
模型三: (3)
模型三種的 是時間變量,代表了時間序列隨時間變化的某種趨勢(假如有的話)。虛擬假設都是 ,即存在一單位根。模型一與另兩種模型的差別在于是否包含常數項和趨勢項。
實際檢驗時從模型三開始,然后模型二,模型一。何時檢驗拒盡零假設,即原序列不存在單位根,為平穩序列,何時停止檢驗。否則,就要繼續檢驗,直到檢驗模型一為止[2]。
本文采用 ADF(Augmented Dickey Fuller)方法檢驗變量的平穩性。假如ADF統計量為負且盡對值很大,表明序列是平穩的。假如ADF統計量的值比報告的臨界值大,可得出序列非平穩的結論。
(2)數據的選取
本文分析所采用的樣本數據為1991~2005的年度數據(表1),FDI表示外商直接投資累計額,取實際利用外資額,GDP代表國內生產總值,反映宏觀經濟總量,其變化反映經濟增長。
表1 山西1991~2005年相關經濟數據
單位:萬美元
年份 GDP 累計FDI 國內投資 進口總額 出口總額
1991 862164.152 2368 274735.423 50944 8096
1992 991133.519 7752 295015.861 58334 12356
1993 1173120.690 14790 426168.897 63830 22707
1994 978411.646 17960 341131.101 80264 17740
1995 1293460.752 24343 348900.087 115600 21300
1996 1557134.249 38145 388065.920 134800 25300
1997 1782824.013 64737 454625.538 163964 31268
1998 1945983.814 89188 621387.869 145204 34091
1999 2013648.991 128317 537716.030 83951 44799
2000 2229669.002 150789 639716.935 123687 52751
2001 2451715.390 174181 832412.243 147000 47098
2002 28087 47.131 199097 987854.327 166161 64993
2003 3449595.264 221132 1307987.955 227202 81811
2004 4317978.479 230153 1736717.121 403447 134802
2005 4965301.205 257669 2212604.482 352900 201700
資料來源:《山西統計年鑒》,其中GDP美元值按中國外匯通提供的歷年美元兌換人民幣匯率換算所得。
(3)檢驗結果及分析
由于對數變換并不影響原始變量之間的協整關系,而且對數變換往往可以消除異方差現象,所以對GDP與累計利用外資額進行對數變換,并分別用LGDP和LFDI表示對數變換后的國內生產總值和外商直接投資額。
表2 對變量GDP和FDI單位根的ADF檢驗
變量 ADF檢驗統計量 (C,T,K) 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值
LGDP 0.406541 (C,0,0) -4.0113 -3.1003 -2.6927
-1.084825 (0,0,1) -2.7989 -1.9725 -1.6307
-5.300783 (0,0,1) -28270 -1.9755 -1.6321LFDI 3.321671 (0,0,0) -2.7570 -1.9677 -1.6285
-1.626868 (0,0,1) -2.8989 -1.9725 -1.6307
-3.446008 (0,0,0) -2.7889 -1.9725 -1.6307
檢驗結果表明(表2):LGDP,LFDI在 =10%的明顯性水平下是非平穩序列,一階差分后的序列 、 在 =10%的明顯性水平下是非平穩序列,二階差分后的序列 、 在 =l%的明顯性水平下是平穩序列,即為二階單整序列。由于檢驗統計值均小于不同明顯性水平時的臨界值可以對兩個變量之間的長期關系進行下一步協整檢驗。下面我們對GDP與累計利用外資FDI進行協整檢驗。
2.2 協整檢驗
協整檢驗的條件是假如兩個變量都是單整變量,只有當它們的單整階相同時,才可能協整。當兩個變量協整時,則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系;反之,當兩個變量不是協整的,則它們之間就不存在著一個長期穩定的關系,由表4.2的檢驗結果可知LGDP與LFDI同階,下面對LGDP與LFDI是否協整做進一步檢驗,若二者協整表明它們之間存在長期穩定的關系,若不協整則不能證實他們之間存在長期穩定的關系。
下面對LGDP與LFDI用OLS方法做回回: ,其中 、 為待定參數, 是LGDP的估計值,應用普通最小二乘法(OLS),估計得 =4.63, =0.35。
則所得方程為:
LGDP=4.63+0.35*LFDI (4)
(23.5) (8.5)
設e為LNGDP與LNFDI回回模型的殘差,下面對殘差進行單位根檢驗:
表3 對模型4的殘差e進行單位根檢驗的結果
變量 ADF檢驗統計量 (C,T,K) 1%臨界值 5%臨界值 10%臨界值
e -4.370170 (0, 0, 1) -4.8870 -3.8288 -3.3588
單位根檢驗結果(表3)表明:殘差e在5%臨界值水平下為平穩序列。即LGDP,LFDI為(2,2)階協整,存在長期穩定關系。檢驗結果及分析:從回回方程的數據可以看出,1991~2005年山西省FDI增長l%,帶動GDP均勻增長0.35%,外商直接投資對山西經濟增長的作用是積極的、明顯的。
2.3 格蘭杰因果關系檢驗
自回回分布滯后模型旨在揭示變量的變化受其自身及其他變量過往行為的影響。然而,很多經濟變量有著相互的影響關系。首先考慮FDI與經濟增長之間可能存在的雙向關系。一方面,FDI的引進可能會促進東道國的經濟增長,即先有FDI增長后有經濟增長;另一方面FDI可能會先被吸引到經濟增長快速的地區,由于增長遠景使這些地區對FDI更有吸引力。這時的情形是先有經濟增長后有FDI。這里用Granger因果性檢驗方法來分析上述因果關系。該檢驗的基本依據是:假如變量X是變量Y變化的原因,則X的變化先于Y的變化。因此,在做Y對其他變量的回回時,假如把X的過往或滯后期包括進來能明顯地改進對Y的猜測,我們就可以說X是Y的格蘭杰原因[3]。為了揭示FDI與經濟增長的關系,本文將構造如下的計量模型:
和 (5)
運用軟件檢驗結果如下表(表4):
表4 LFDI和LGDP因果關系檢驗結果
零假設 滯后期數 F統計量 概率
LFDI對LGDP不存在Granger因果性 1 0.00050 0.98261
LGDP對LFDI不存在Granger因果性 1.91323 0.19404
LFDI對LGDP不存在Granger因果性 2 0.25465 0.78124
LGDP對LFDI不存在Granger因果性 0.35571 0.71122
LFDI對LGDP不存在Granger因果性 3 12.6750 0.00698
LGDP對LFDI不存在Granger因果性 0.70363 0.58946
LFDI對LGDP不存在Granger因果性 4 1.98293 0.36220
LGDP對LFDI不存在Granger因果性 0.44369 0.77894
檢驗結果及分析:在檢驗過程中,滯后期數分別取1~4來考察LGDP和LFDI的關系,當確定10%的明顯性水平時,滯后期數為1、2和4時,LGDP與LFDI彼此獨立,相互間沒有影響。滯后期數為3時,LFDI在0.698%的水平上為LGDP的Granger原因,是一種單向的關系。表明滯后期不同,FDI與GDP之間存在不同的Granger因果關系。這就說明當期的外商直接投資對當年GDP的產生的作用不明顯,而長期看則對GDP的影響明顯。
3 結論
從以上的實證分析結果,可以得到以下結論:
(1) 利用FDI與山西省經濟增長之間存在很強的相關關系。固然它們各自得增長是非平穩的,但是假如從長期來看的話,它們之間卻構成均衡關系。
(2) 利用FDI和山西省經濟增長之間存在著長期的穩定關系,而且它們之間呈現正向相關關系,表明FDI對山西省的經濟增長有促進作用。具體而言,1991~2005年間山西省FDI存量增長l%,帶動GDP均勻增長0.35%。
(3) 格蘭杰因果檢驗的結果則表明當期的外商直接投資對當年GDP的作用不明顯,但從長期來看則對GDP的影響明顯。
參考文獻
[1] 馬樹才、郭萬山等,宏觀經濟計量分析方法與模型,北京,經濟科學出版社,2005
摘要：交通運輸與經濟發展息息相關，本文從經濟學的角度，根據歷年統計資料，以國民生產總值為因變量，建立與交通客運量、客運里程、貨運量、貨運里程的多元關系模型，來闡述交通對國民生產總值的影響。使用Eviews進行數據分析進而得出國民經濟與交通發展的相互關系。
關鍵詞：交通發展;國民經濟;White檢驗方法
一、文獻綜述
近年來，我國經濟發展飛速，“要致富，先修路”我們耳熟能詳，然而交通運輸與國民經濟發展的關系非常復雜。我國關于兩者關系的研究主要存在三種看法，第一種：交通運輸是經濟發展的引致需求；第二種：交通運輸的發展能促進經濟發展；第三種：交通的發展帶動了經濟的發展，同時經濟的增長也促進了交通的發展。交通運輸是經濟建設的基礎。它是社會經濟最重要的紐帶和基礎結構之一。因此我收集相關數據，采用經濟學的方法進行探究，從而挖掘二者之間的關系。
二、理論分析與模型研究
我選擇國民生產總值代表國民經濟，選擇以下幾個指標代表交通運輸狀況。構建多元函數如下：（均為我國1970年到2009年六個方面40年的數據）
模型設定：Y――GDPX1――客運周轉量X2――貨運周轉量X3――公路里程X4――鐵路里程X5――民航里程
令Yi=β0+β1X1i+β2X2i+β3X3i+β4X4i+β5X5i+μi
利用EViews，生成Yi、X1i、X2i、X3i、X4i、X5i模型，并對模型進行OLS回歸，如下
R-squared0.978260Mean dependent var65053.67
Adjusted R-squared0.975063S.D.dependent var90150.37
S.E. of regression14236.04Akaike infocriterion22.10242
Sum squared resid6.89E+09Schwarz criterion22.35575
Log likelihood-436.0485F-statistic305.9886
可決系數R2=0.978260,即模型擬合很好；F為305.9886，且F檢驗的伴隨概率很小，方程顯著。而某些t檢驗伴隨概率大于5%或者更大，這些條件都與一般經驗規律極為相符則說明有可能存在多重共線性。其中X1,X4,X5的系數t檢驗不顯著，并且X1,X4的系數符號與預期的相反，這都表明很可能存在多重共線性。
（一）用逐步回歸法消除多重共線性
先分別做Y對X1、X2、X3、X4、X5的回歸，以R2最大者為基礎，一元回歸結果整理列表如下
X1X2X3X4X5
T統計量23.2561435.9651523.9250914.3551014.95538
T值的概率0.00000.00000.00000.00000.0000
R20.9343520.9714610.9377470.8443060.854775
F統計量540.84831293.492572.4098206.0690223.6635
F值的概率0.0000000.0000000.0000000.0000000.000000
（二）逐步加入變量進行回歸
由上表可以看出X2的方程的R2=0.971461最大，故先以X2為基礎，依次加入其他變量，進行逐步回歸，發現X1,X4,X5與其他變量之間高度相關，這說明主要是由于這幾個變量引起的多重共線性，予以剔除。所以得到的模型是：
Y=2.268377X2+0.022995X3-43482.53
這說明，在其他因素不變的情況下，當貨運周轉量每增加一億噸公里，國民生產總值增加2.268377億元；當公路里程增加一公里時，國民生產總值就增加0.022995億元。
四、異方差性檢驗
（1）利用White檢驗法
由概率值小于0.05，因此應該拒絕原假設，表明模型存在異方差性。
F-statistic14.48958Probability0.000023
Obs*R-squared17.56868Probability0.000153
(2)用加權最小二乘法修正
以權數W1=1/X3 W2=1/X3^2 W3=1/E1 W4=1/E2(其中E1=ABS(resid),E2=E1^2)。我選取W3為權數進行WLS，得到R2=0.978192；調整后R2=0.977618。很顯然，可決系數由0.9372增加到0.9782.模型的擬合優度得到了進一步提高。nR2的伴隨概率為0.064718，大于0.05，故接受原假設，經過加權之后模型消除了異方差。所以如果只是以國民經濟總量與公路里程建立一元線性模型，那么經過以上的修正之后，我們可以得到模型是
Yi=-67323.67+0.095027Xi∧R2=0.978192
運用WLS消除異方差性后參數的t檢驗均與F檢驗均顯著，說明公路里程每增加一公里，平均國民收入增加0.095億元。從經濟的角度來看，公路里程數的增加對國民經濟的影響是很明顯的，因此“要致富先修路”，這句話傳達給我們的是一個能夠用計量經濟學模型進行量化評價的指標。
五、總結與建議
當這些變量單獨對國民經濟進行回歸時，影響是顯著的，我們要剔除那些相互之間有共線性的，因為在存在多重共線性時，參數的置信區間會擴大，而這樣就會很容易導致接受一個本該拒絕的假設的概率增大。并且在對回歸系數的原假設中（比如β=0），由于存在多重共線性的參數方差的增加比較快，這就會導致t值被低估，而使得本來應該否認“系數為0”的原假設被錯誤的接受。因此在進行經濟模型的設定時要綜合考慮各方面的因素，讓有效的數據來指導經濟意義。
從上述分析可以看出交通運輸與國民經濟的關系是相互促進并且相互影響的，因此在我國的國際化，城市化過程中，都不能忽視交通運輸的作用，從我們所得的模型中就告訴了我們增加一單位的公路里程對國民經濟的促進作用都是很大的，當然這也并不是說就是毫無節制的增加。凡事都要有個度，超過了這個度就會產生反作用的。
（山東大學管理學院；山東；濟南；250100）
參考文獻：
［1］ 交通運輸與經濟發展的啟示.姜大偉.現代商業2011.第15期
［2］ 交通運輸促進經濟增長的機制探析.姜大偉.中國集體經濟.2011.第15期
［3］ 試論交通運輸業與我國經濟發展的關系.金益秀.企業導報.2011.第8期
［4］ 交通運輸在國民經濟發展中的作用.姜勇.民營科技.2010.第11期
［5］ 淺析交通運輸與經濟的發展.尚素琴.商代化.2010.第608期
［6］ 交通運輸與國民經濟發展關系研究.萬華;江淵.商場現代化.上旬刊.2008.第5期
［7］ 交通運輸與國民經濟發展關系研究.胡優.藍萬煉.許友梅.山西科技.2006年第6期
［8］ 我國交通運輸與國民經濟協調發展之研究.楊正國;陳向東.管理世界.1986.第6期
內容摘要：中國發展低碳經濟面臨一系列挑戰，煤炭工業對中國低碳經濟的發展影響重大。低碳經濟背景下我國煤炭工業的發展思路主要有兩條：一是發展煤炭清潔生產與利用，減少煤炭生產、加工轉化和利用階段的碳排放；二是發展以煤炭為核心的循環經濟，推進煤與共伴生資源的綜合利用。
關鍵詞：低碳經濟 煤炭工業 清潔生產 循環經濟
中國發展低碳經濟面臨的困難與挑戰
在全球氣候變暖的背景下，低碳經濟因其低能耗、低污染和低排放而成為全球經濟發展和技術革新的熱點。發達國家著力發展低碳技術，大力推進以高能效、低排放為核心的低碳革命，并在產業政策、能源政策、技術政策以及貿易政策等領域進行重大調整，以搶占低碳經濟發展的先機。低碳經濟的爭奪戰已在全球悄無聲息地打響，這對中國來說，既是機遇，也是挑戰。
挑戰之一是中國經濟的快速發展對能源的需求在不斷增加。目前中國的工業化、城市化和現代化都在加快推進的過程中，大規模的基礎設施建設不可能停止，對能源需求的快速增長也不可能在短期內停止。另外，目前中國正在以全面建設小康社會為目標，致力于改善和提高人民的物質文化生活水平，也將會持續提高對于能源的消費量。怎樣既確保人民生活水平不斷提高，又避免重蹈西方發達國家以犧牲環境為代價謀求經濟發展的覆轍，是中國必須面對的難題之一。
挑戰之二是中國的能源結構是以高碳排放的煤炭為主。煤炭為高碳能源，燃燒一噸煤炭能夠產生4.12噸的二氧化碳，比燃燒一噸石油或者天然氣多產生30%和70%的二氧化碳。中國的資源條件是富煤、少氣、缺油，以煤為主的能源結構限制了中國低碳能源資源的選擇空間。目前中國電力中火電占比達77%以上，而水電占比只有20%左右，高碳能源占絕對統治地位。有專家測算，中國能源部門在未來二十年中電力投資額將達到1.8萬億美元，解決火電發展對環境的污染問題也是中國必須面對的難題。
挑戰之三是中國的高耗能行業比重較大。目前，第二產業仍然是中國經濟的主體，工業是中國能源消費的主要部門，而工業生產技術水平的落后又加重了中國經濟的高碳特征。有資料表明，從1993年到2008年，中國工業能源消費量平均每年增長5.8%，工業能源消費量占中國能源消費總量約70%，其中，采掘、鋼鐵、建材、水泥和電力等幾大高耗能行業的能源消費量占了工業能源消費量的64.4%。調整產業結構，降低高耗能行業在國民經濟中的比重，以及提升工業生產的技術和能源利用效率，是中國必須面對的又一個難題。
挑戰之四是中國難以承受技術引進的高額花費。作為發展中國家，中國由高碳經濟向低碳經濟轉變的最大制約是總體科技水平落后以及新技術的研究開發能力不足。盡管《聯合國氣候變化框架公約》中規定了發達國家有向發展中國家提供技術轉讓的義務，但在實際操作中障礙重重，中國目前還主要依靠商業渠道獲得先進技術。有專家根據中國目前的經濟總量估計，中國由高碳經濟向低碳經濟轉變每年需要投入資金大約250億美元。這樣的巨額投入是中國難以承受的沉重負擔。
中國能源資源的賦存狀況決定了中國以煤炭為主的能源消費結構在未來一定時期內難以改變。因此，中國在向低碳經濟發展的過程中，煤炭工業對于節能降耗、降低碳排放具有舉足輕重的影響。為應對低碳經濟的挑戰，文章認為煤炭工業應該沿著兩個思路發展：一是發展煤炭清潔生產與利用，推廣應用煤炭綠色開采技術，提高原煤洗選率，淘汰煤炭利用中的落后工藝和設備；二是發展以煤炭為核心的循環經濟，建設以煤炭資源開發綜合利用為核心的循環經濟工業園區，建立煤炭產業鏈延伸發展機制，推進煤炭深加工轉化，促進煤與共伴生資源的綜合利用，以及對廢棄物進行資源化的再利用。
發展煤炭清潔生產與利用
（一）加強煤炭生產過程管理
加強這一環節的管理能夠有效提高資源回收率，控制或減緩地面沉降。管理的重點是推廣應用煤炭綠色開采技術體系，主要包括“煤炭高效開采”、“充填開采”、“保水開采”以及“煤與瓦斯共采”等綠色開采技術。通過綠色開采技術的推廣，最大限度地提高煤炭資源的開發利用率和減少對環境的破壞；利用煤矸石充填巷道與采空區，能夠從源頭上減少礦區的環境污染；采用房柱式與條帶式采煤法開采礦井淺部煤層，采用間歇式開采和煤層配采方式開采其他煤層，能夠控制或減緩地表下沉和保護地表水體漏失；采用煤與瓦斯協調開采配套技術以及煤礦瓦斯利用技術，能夠大幅度提高瓦斯抽采利用效率，有效地降低采煤工作面的瓦斯濃度，從而提高煤礦安全生產的保障程度。
（二）加強煤炭加工轉化過程管理
加強這一環節的管理，能夠提高原煤洗選率和減少污染物排放。加強這一過程的管理，一方面是要加大對原煤的洗選比重，使商品煤中的硫分、灰分和其他有害物質的含量顯著減少。據統計分析，我國原煤中矸石的平均含量大約為20%，經過洗選加工排矸之后，每年可以減少鐵路運力2到3億噸；我國原煤平均硫分為1.01%，原煤硫分高于2%的中高硫煤及高硫煤占煤炭產量的13%左右，通過洗選加工，平均硫分可以降至0.68%左右，如果全國原煤入洗選率能夠達到50%，每年就可排出硫分近5百萬噸，這相當于減少二氧化硫排放近8百萬噸；原煤經過洗選加工降低灰分后，能夠使工業鍋爐和窯爐的燃燒效率大幅度提高。另一方面是要加大煤炭深加工轉化技術研發與工程示范，提高煤炭的工業原料屬性，充分挖掘煤炭的加工利用價值。此外，我國油氣資源比較貧乏，研究和開發潔凈煤技術，通過深加工把煤炭轉化為清潔、高效的能源和石油化工替代產品，降低我國對于油氣資源的依賴程度，這對于緩解我國大量油氣進口壓力具有重要戰略意義。
（三）加強煤炭利用過程管理
加強這一環節管理的目的是加快淘汰高能耗的生產技術和工藝，大幅度提高煤炭利用效率。重點是加大力度調整電力、冶金、建材和化工四大耗煤行業的產業結構，加快淘汰耗能高、效率低、污染嚴重的小機組、小高爐、小窯爐和小化工等落后產能。目前，我國燃煤工業鍋爐平均運行效率只有60%到65%，比世界先進水平低大約15到20個百分點。我國自主開發研制的新型高效煤粉鍋爐，由于采用了密閉運行、自動控制、高效燃煤和爐內脫硫等多項先進技術，運行效率可以達到86%以上，和傳統鍋爐相比能夠節約煤炭30%以上。在我國煤炭總消費量中，火力發電耗煤占50%以上，因此，提高煤炭利用效率的一個關鍵措施是支持發展大型高效、低煤耗和節能環保發電機組和熱電冷聯產，大幅度地降低電廠發電單耗。此外，在冶金行業推廣干熄焦、余熱、廢氣等二次能源綜合利用技術和工藝，在建材行業淘汰落后的立窯生產工藝，推廣新型干法水泥生產工藝，提高煤炭利用效率。鼓勵煤炭企業發展大型煤化工和煤炭轉化技術，推進煤炭液化和煤炭深加工轉化項目示范工程的建設。
發展以煤炭為核心的循環經濟
（一）延長煤炭產業鏈
發展煤炭深加工，延長煤炭產業鏈。據專家預測，我國石油的對外依存度在未來的數十年中將會不斷提高，到2020年就會超過60%，世界石油市場的波動將會對我國經濟的安全和穩定產生較大的影響。從經濟安全的角度來看，通過發展煤炭深加工產業，利用煤炭深加工產品來替代部分石油產品，能夠緩解國內石油緊張的局面，減輕我國對世界石油市場的依賴程度，從而提高我國的能源安全水平。從產業發展的角度來看，當前我國煤炭行業產業鏈條短，產品品種單一，產品附加值低。開發和生產技術含量高、附加值高的煤基液體燃料和煤化工產品，可以把資源優勢轉化為經濟優勢，提高煤炭行業的經濟效益。
延長煤炭產業鏈的路徑主要有兩條。一是發展煤電聯營。煤礦企業辦發電廠，特別是利用礦區的低熱值燃料辦坑口電廠，變輸出煤炭為輸出電力。目前，國有重點煤礦每年耗用電力近30億度，通過辦電廠，煤礦企業可以就地供應大部分電力，既減少了煤炭的運輸量，又能夠充分把煤矸石、煤泥等低熱值燃料利用上，而且還能夠幫助煤炭企業實現減輕環境污染、提高綜合效益的目標。在煤電聯營的基礎上，運用高新技術和適用技術推動傳統產業升級，跨行業發展煤―電、煤―電―化、煤―電―熱―冶、煤―電―建材等產業模式，改變過去單一的資源型產業結構，提高資源綜合利用率，實現較好的經濟效益、生態效益和社會效益。延長煤炭產業鏈的第二個途徑是發展能源轉化與化工產品多聯產。這是近年來新提出的生產技術體系，通過建立多種產品的生產網絡結構，能夠實現資源的綜合利用和能源的有效利用，以及污染物的低排放。更廣義的多聯產概念是把煤化工、合成工藝和冶金還原冶煉等組合成一個綜合產業網絡，或者是在煤礦區將煤炭直接轉化成化工產品，并把電力或熱力輸送綜合形成為一個整體。在多聯產系統中，原來一些獨立的生產系統在重新整合中可能被簡化，新的生產工藝也可能會降低對原料的要求，不同工藝之間的互補作用也能夠提高資源的總體利用效率，多聯產系統的這些特點使產品生產成本降低，經濟效益有所提高。多聯產系統具有跨部門、跨行業的特點，政府除加大投資力度外，還應從能源、環境和經濟協同發展的戰略高度協調各主體之間的關系，搞好多聯產基地建設。
（二）對廢棄物進行資源化利用
煤炭開采過程中的各種伴生物，如煤矸石、礦井水、瓦斯等，甚至在煤炭加工利用過程中產生的粉煤灰、灰渣、尾氣等都是寶貴的資源。這些資源可以通過各種途徑進行綜合開發和利用：一是加強煤系共生和伴生資源的開發利用。煤系共生和伴生的礦產資源儲量可觀，而且品質較高，特別是高嶺土、鋁礬土、膨潤土等資源大部分都是與煤共伴生的。應當以煤系高嶺土的超細化、增白和改性為突破口，帶動煤系共生和伴生礦產資源的綜合開發利用和深加工。二是加強煤矸石的綜合利用。煤矸石的一個重要用途是發電，我國目前每年產生大量的煤矸石、煤泥等低熱值燃料，這些資源按熱量折算相當于2千萬噸左右的標準煤，利用好這些低熱值燃料，不但可免去每年數十億元的煤矸石處置費，還可用作潔凈、方便、高效的優質燃料。三是加強煤層氣的利用。我國擁有豐富的煤層氣資源，據專家估計，在埋深2000米以內的煤層氣資源總量約為35萬億立方米，大致相當于450億噸標準煤。目前我國在煤層氣勘探開采技術、儲備運輸方面上還比較落后。應加強這一領域的技術研發投入，解決好煤層氣的回收和利用問題。四是加強粉煤灰的應用。在農業和建材行業，粉煤灰有著廣泛的用途。粉煤灰可用于改良土壤，能夠提高土壤的滲透性、有效磷及多種微量元素在土壤中的含量，并能夠防止水土流失；此外，粉煤灰還可在淤地造田、填坑造地、改良鹽堿灘等方面發揮作用。在建材行業，粉煤灰可以制空心燒結磚、水泥，還可用作混凝土的摻合料。對廢棄物要進行資源化的再利用，應該配套建設洗煤廠、煤矸石熱電廠、礦井水處理站等。
煤炭行業發展循環經濟應該探索兩個創新，一個是科技創新，一個是制度創新。科技創新為煤炭工業發展循環經濟提供技術支持，制度創新使煤炭行業發展循環經濟能夠有內在的動力?？偟膩砜?，在煤炭開采利用方面發展循環經濟，我們還有很多問題需要去破解，包括煤炭的勘探、開采、運輸、使用和使用后的廢物的處理等。減少瓦斯的排放和加強瓦斯的利用是另外一個急需解決的問題。應該研究相關的技術，推廣高效瓦斯排放技術，研究低濃度瓦斯的回收、壓縮技術等，通過新技術的采用來減少瓦斯的直接排放；還要研究生產適合我國瓦斯地質條件的鉆井、壓裂和其他工藝技術以及相關設備，探索發展瓦斯發電、瓦斯生產炭黑以及用于民用的技術，使其化害為利、變廢為寶。還應該探索煤矸石發電、生產建筑材料以及提取化工產品等。
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關鍵詞：西瓜（Citrullus lanatus）；葉綠素含量；葉綠素熒光動力學參數；產量；多元回歸分析；通徑分析
中圖分類號：S651；Q244；S11+4 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2013）20-4953-03
Multiple Regression and Path Analysis between Chlorophyll Content， Fluorescence Kinetic Parameters and Watermelon Yield
HUANG Xiang，HONG Juan，ZHANG Li-hong，GE Mi-hong，YE Li-xia，WANG Lei，CHEN Tao，CHEN Gang
（Wuhan Institute of Agricultural Sciences， Wuhan 430345， China）
Abstract： Taking the watermelon variety Zaochunhongyu as experimental material， effects of different concentration nitrogen on photosynthetic traits change and yield of watermelon leaf， leaf chlorophyll content and chlorophyll fluorescence kinetics parameters were investigated. The correlation between nitrogen concentration and yield were analyzed during seedling， cranberry and blossom period， swelling fruit. Results showed that there was very significant linear relationship between nitrogen concentration， chlorophyll content， chlorophyll fluorescence kinetics parameters and yield， with the regression equation： Y=
-3.018+0.012 Xnitrogen -0.004 3 XSPAD-0.017 0 Xthe initial fluorescence -0.001 0 Xvariable fluorescence -0.002 8 Xmaximum fluorescence +0.015 0 Xpotential activity+5.070 0 Xconversion of light energy efficiency. Nitrogen concentration， potential activity， energy conversion efficiency were significantly positively correlated with the yield. The initial fluorescence， SPAD， variable fluorescence and maximum fluorescence had negative correlaed with the yield. The influence of each parameter on watermelon yield ranking from big to small as follows： energy conversion efficiency， the initial fluorescence， maximum fluorescence， nitrogen concentration， variable fluorescence， SPAD， potential activity. The effects of energy conversion efficiency，the initial fluorescence and maximum fluorescence on yield were direct. The effects of potential activity， variable fluorescence and SPAD were indirect. Nitrogen concentration had strong direct action and indirect action on yield.
Key words： watermelon（Citrullus lanatus）； chlorophyll content； chlorophyll fluorescence dynamics parameter； yield； multiple regression analysis； path analysis
西瓜（Citrullus lanatus）為一年生蔓性草本植物，果實甘甜，清爽解渴，是盛夏佳果；不含脂肪和膽固醇，含有大量葡萄糖、蘋果酸、果糖、番茄素及維生素C等物質，是一種營養豐富、食用安全的食品[1]。目前，葉綠素熒光作為光合作用研究的探針，在農業上得到了廣泛的研究和應用[2，3]，前人在作物營養元素上也做過大量類似研究[4-7]，但有關西瓜葉綠素含量及熒光動力學參數對其產量的影響報道較少。因此，擬通過不同氮濃度下葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量之間的回歸與通徑分析，研究葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數對西瓜品種早春紅玉產量的影響，分析各個參數對產量的直接作用和間接作用的大小，旨在為西瓜的高產穩產、合理施肥及營養診斷提供理論依據。
1 材料與方法
1.1 材料及試驗設置
供試西瓜品種為早春紅玉。將西瓜種子置于塑料瓶中曬種12 h，清水沖洗干凈，在35 ℃恒溫培養箱中催芽3～4 d。2012年4月5日播種，待種子發芽后，選取萌發一致的種子播種于塑料缽內（缽內裝滿細沙）。播種7 d后出芽，14 d后開始施營養液，用改進的Hoagland營養液配方[8]，營養液用去離子水配制，各種養分元素均用分析純試劑。
設8個施氮濃度（純N）：50（N1）、100（N2）、150（N3）、200（N4）、250（N5）、300（N6）、350（N7）、400（N8） g/L，每處理4次重復，完全隨機區組設計。
1.2 葉綠素含量、熒光動力學參數及產量測定
每份材料選取生長一致的3片功能葉，分別于苗期（6月10日）、伸蔓期（6月24日）、開花期（7月9日）和膨果期（7月23日）采用SPAD-502 DL葉綠素儀（日本美能達公司）測定葉綠素含量（SPAD值），用OS5-FL調制式葉綠素熒光儀（美國Opti-science公司）測定葉綠素熒光動力學參數，3片功能葉的平均值為該處理的測定值。測定葉綠素熒光時，葉片預先暗適應20 min，然后直接讀出初始熒光（Fo）、可變熒光（Fv）、最大熒光（Fm），計算代表PSⅡ潛在活性的參數（Fv/Fo）以及代表PSⅡ原初光能轉化效率的參數（Fv/Fm）。待果實成熟后，每個株系混合收獲，稱量果實總重量。
1.3 數據記載及處理
生長期間進行田間觀察記載，所測定的項目編碼如下：氮濃度（X1）、SPAD（X2）、初始熒光Fo（X3）、可變熒光Fv（X4）、最大熒光Fm（X5）、代表PSⅡ潛在活性的參數Fv/Fo（X6）、代表PSⅡ原初光能轉化效率的參數Fv/Fm（X7）和產量（Y）。數據使用Excel 2003和SAS 10.0進行整理與分析。
2 結果與分析
2.1 氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的回歸分析
通過回歸分析得出氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的回歸方程為：Y=-3.018
+0.012 X1-0.004 3 X2 -0.017 X3 -0.001 X4 -0.002 8 X5 +0.015 X6 +5.07 X7，P
2.2 氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的簡單相關與偏相關分析
通過相關分析得到氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的簡單相關系數及偏相關系數（表1）。從表1可以看出，氮濃度、初始熒光、潛在活性參數、光能轉化效率參數與產量呈顯著相關，而其他參數對產量的作用較小。在這些顯著性參數中，氮濃度、潛在活性、光能轉化效率與產量呈顯著正相關，而初始熒光與產量呈顯著負相關。從表1還可以看出，在偏相關系數中，只有氮濃度對西瓜產量的偏相關系數達到顯著水平，表明氮濃度對產量的間接作用也較大。
2.3 氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的通徑分析
相關性分析結果反映了各指標在其他因素的協同作用下對產量的綜合效果，不能真正反映各指標對產量的直接或本質的作用[9，10]。因此，有必要在此基礎上再進行通徑分析，對相關系數進行剖析，估算出氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數對產量的直接效應和間接效應，進一步揭示這些參數與產量相關的原因。
通過對氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數與產量的通徑分析（表2），從表2可以看出，各參數對產量的直接作用是不均等的，作用從大到小為光能轉化效率、初始熒光、最大熒光、氮濃度、可變熒光、SPAD值、潛在活性。在所研究的參數中，光能轉化效率、氮濃度、初始熒光和最大熒光對產量的通徑系數較大，表明這4個參數對產量的影響力較高；氮濃度和光能轉化效率對產量的通徑系數為正，表明它們對產量的正效應比較明顯；初始熒光和最大熒光對產量的通徑系數為負，表明這兩個參數對產量有明顯的負作用。
3 小結
試驗結果表明，氮濃度、光能轉化效率和初始熒光是對西瓜產量影響較大的3個參數。保持合適的氮濃度，提高植株光能轉化效率，降低初始熒光，有利于西瓜產量的提高。光能轉化效率、初始熒光和最大熒光對產量主要是直接作用，間接作用影響不大；潛在活性、可變熒光和SPAD值與產量的相關主要是由間接作用產生，直接作用較??；氮濃度與產量的相關是直接作用和間接作用共同的影響，但直接作用大于間接作用。表明此研究所涉及的參數對西瓜產量的影響具有綜合性，在實際生產上應采取多種措施改善植株的生長環境，提高西瓜產量。如適當的氮用量，特別是營養最大效率期氮肥的用量，提高其氮肥的利用率；提高植株的光能轉化效率，增強植株光合效率，這些變化都有利于西瓜的高產穩產[5，11，12]。
試驗僅考慮了西瓜生育期內氮濃度、葉綠素含量和葉綠素熒光動力學參數對產量的影響，剩余通徑系數仍然較高，表明還有其他影響產量的外界因子沒有考慮進來，外部氣候條件、土壤情況、試驗環境的不同等均有可能對產量造成影響[6，13]，具體還待進一步研究。
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關鍵詞 三硝基甲苯； 二硝基甲苯； 紫外光譜； 化學計量學； 環境水樣
1 引 言
2，4，6三硝基甲苯（TNT）在軍事和商業中[1]應用廣泛。研究表明，TNT可引起生物體中毒[2～4]，而二硝基甲苯（DNT）是TNT的主要分解物，也是涂料、橡膠和顏料等物質生產的中間物[5，6]，該類污染物在環境水中濃度可達ng/L到 mg/L[7]，長時間接觸痕量的DNT會影響生物體的生長和存活[8，9]。因此，檢測環境水中TNT和DNT具有重要意義。
文獻報道的用于檢測空氣、水和土壤中TNT及DNT含量的方法，包括熒光光譜法[10]、表面增強拉曼光譜法（SERS）[11，12]、氣相色譜結合電子捕獲檢測法（GCECD）[13]、氣相色譜質譜聯用法（GCMS）[14]和高效液相色譜法（HPLC）[1，15]。這些方法選擇性和靈敏度較高，但是大多需要昂貴的儀器，樣品前處理過程復雜，耗時長，因此，發展快速、簡單和準確的TNT及DNT定量方法具有重要的實用價值。
紫外吸收法是一種簡單、快速、準確的定量分析方法[16]，但選擇性不高。如果樣本中物質相似或者未知干擾存在的情況下，吸收光譜會發生重疊，影響其準確測量，因此限制了它在一些復雜體系中的應用?；瘜W計量學可以利用數學分離代替化學分離來解決光譜重疊的問題[17，18]，其中偏最小二乘法是功能強大的多元統計方法，在樣本數量較少、光譜重疊的情況下，可以實現定量定性分析[19，20]。研究表明，通過消除一些干擾變量或者挑選一些包含重要信息的變量，可以顯著提高模型的效果[21，22]，如競爭性自適應權重取樣法（CARS）[23]、迭代偏最小二乘（iPLS）[24]、變量消除法（UVE）[25]、遺傳算法（GA）[26]、迭代保留信息變量法（IRIV）[27]。最近，Yun等[28]提出了一種新的變量挑選方法，即變量結合種群分析法（VCPA），該方法可充分利用子集之間的統計信息和變量間的相互關聯，在處理近紅外光譜數據時，VCPA方法比CARS、MCUVE、IRIV方法更具有優勢。
TNT分解物中，2，4DNT和2，6DNT受到研究者的廣泛關注[29，30]，但是目前尚未有結合計量學進行分析檢測的相關報道。本研究選擇TNT以及2，4DNT和2，6DNT作為環境水中炸藥及其分解物的代表物質，結合化學計量學和紫外光譜法對其進行同時定量測定。采用正交設計方法制備了一系列三組分混合物樣本，其中25個作為訓練集，15個作為獨立預測集，此外還預測了四類真實水樣（共8個樣本）。比較了全譜和變量挑選兩種建模方法的預測結果，選取每個物質的最優模型用于真實水樣中目標物的預測，并采用HPLC方法對模型的實用性和準確性進行了驗證。研究結果表明，紫外光譜法結合變量挑選模型在復雜體系目標物同時測定中具有良好的應用潛力。
2 實驗部分
2.1 儀器與試劑
Hitachi U2900型紫外分光光度計、 SHIMADZU LC20AT高效液相色譜儀（日本島津公司），色譜條件：流動相為乙腈水（30∶70， V/V），等度洗脫，流速1.0 mL/min，柱溫35℃，檢測波長254 nm，整個分離過程由CBM20Alite系統控制。
TNT（中國銀光化學試劑廠）； 2，4DNT和2，6NDT分析標準品（Aladdin公司上海）；乙腈（色譜純，成都科龍化學試劑廠）。實驗用水均為超純水。標準工作溶液：準確稱取適量的TNT，2，4DNT和2，6DNT固體粉末，用乙腈溶解并定容，終濃度為200 μg/mL。
2.2 紫外吸收法測定單組分硝基苯
采用單組分校正法確定紫外吸收法測定TNT和DNT的線性范圍。配制系列濃度的工作溶液。以溶劑為空白，測量各工作溶液在200～400 nm范圍內的紫外吸收光譜。根據各分析物在最大吸收波長下對應的吸光度與樣品濃度構建立校正曲線，得到測定TNT，2，4DNT和2，6DNT的線性范圍。
2.3 樣本配制
采用三因子五水平的正交試驗設計（OAD）[31]配制25個訓練集樣本，15個獨立測試樣本。為了驗證本方法的實用性，收集了自來水（四川大學化學館）、池水（四川大學望江校區）、河水1（府南河，成都九眼橋）和涂料廠附近的河水2（江安河，雙流蛟龍港）4種水樣，分別用0.45 μm濾膜過濾。每種水樣配制兩個樣本。各樣本均加入適量TNT，2，4DNT和2，6DNT （濃度均在線性范圍內），模擬真實環境水樣，每個樣本光譜平行測定3次。表1列出了訓練集樣本（1～25號樣本）、獨立測試集（26～40號樣本）以及真實水樣（自來水41～42，池水43～44，河水1 45～46， 河水2 47～48）濃度配比。
2.4 化學計量學方法
偏最小二乘（PLS）算法通過最大化光譜矩陣X與目標物質濃度矩陣y之間的協方差為目標，逐一求解模型中的各個潛變量。將光譜數據矩陣與樣本各組分濃度矩陣之間的內在聯系關聯起來，使校正模型更為穩健。在面臨樣本數目少而特征變量較多的問題時，可以有效提取有用化W信息。
變量模型種群分析（VCPA）[28]是一種結合模型種群分析和指數遞減函數迭代進行變量挑選的方法，將挑選出來的變量用PLS建模。具體步驟如下： （1）隨機將光譜變量建立K個子集，并對這K個子集建立K個PLS子模型； （2）統計K個子模型的評價參數，選取效果最好的前5%的子模型； （3）將前5%的子模型中的變量進行權重統計，通過指數遞減函數強制刪除權重較低的變量； （4）確定剩下變量的最佳組合。
本研究采用以下指標對模型進行評價：校正集均方根誤差（RMSEC）、預測集均方根誤差（RMSEP）、相關系數（R2），其計算公式如下：
所有數據處理及計算在MATLAB（Version 2013a， Math work， Inc）環境下完成，PLS和VCPA算法代碼來自于中南大學中藥現代化研究中心。
3 結論與討論
3.1 紫外光譜表征
TNT，2，4DNT和2，6NDT的紫外吸收光譜（圖1）最大吸收波長分別位于228、245和236 nm，3個物質的吸收光譜存在嚴重的光譜重疊，在不經過預分離的情況下，使用傳統校正方法難以準確分析3種物質的混合物。 因此，引入化W計量學模型，通過數學分離代替化學分離來解決光譜重疊的問題。
按照2.2節中方法，建立了紫外光譜法分別測定單組分TNT，2，4DNT和2，6NDT的標準曲線方程，表2列出了單組分測定的一些特征參數。
表1中的參數是沒有經過任何預處理的樣品得到的結果，雖然與文獻報道的一些TNT和DNT測定方法[3234]相比，檢測限和線性范圍的濃度偏高，但完全可以滿足國家標準的測定需求（國家《污水綜合排放標準》[35]中規定第二類污染物最高允許排放濃度硝基苯類為：一級標準2.0 mg/L、二級標準3.0 mg/L、三級標準5.0 mg/L）。
3.2 全譜偏最小二乘模型
為了建立可靠、準確和穩定的模型，本研究用了兩種光譜預處理方法（SG平滑，一階導數）處理原始光譜數據，并與未經處理的數據進行建模結果對比。因此，對于每個目標物而言，共建立了3個全譜模型。五倍交叉驗證用于評估模型的質量。表3列出了PLS全譜模型的建模結果。
由表3可知，對于TNT和2，4DNT， 經過SG平滑預處理的數據建模結果較好，然而對于2，6DNT而言，一階導數處理的數據建模效果更好。通過比較RMSEP和R2發現，全譜PLS建模預測TNT和2，6DNT的R2
3.3 變量挑選模型
同樣采用三種光譜數據（原始，SG平滑和一階導數）對每個物質建立了三種VCPA模型，預測結果見表4。比較表3和表4的結果可以發現，雖然VCPA模型挑選出來的變量個數只有10個左右，但是每一個物質預測結果的R2>0.98，高于沒有變量挑選的PLS模型，表明通過有效變量的挑選可以提高模型的準確率。最后得到了每個物質的最優模型為：TNT，VCPA+SG平滑；2，4DNT，VCPA+SG平滑；2，6DNT，VCPA+一階導數。
3.4 環境水樣的檢測
為了驗證上述最優模型的應用性和可靠性，將構建的最優模型用于4種環境水的8個樣本（每種水樣取兩個樣本）中TNT、2，4DNT和2，6DNT的濃度預測，并同時采用HPLC方法進行驗證。表5總結了環境水樣的全譜PLS、VCPA和HPLC方法的測定結果。
圖2A顯示了真實樣本的紫外吸收光譜圖，2A中插圖為未加入TNT，2，4DNT和2，6DNT的自來水、湖水和河水的紫外吸收光譜圖。在200～230 nm波長范圍內有較強的未知背景吸收，而這個區域也是3個目標物的主要光譜信息區。這種背景干擾導致了全譜PLS模型的預測效果較差，3個目標物質的回收率分別在60.8%～155.2%、73.2%～174.6%和47.2%～141.0%。然而，盡管真實水樣中存在較大的未知干擾和目標物的光譜重疊，VCPA建模卻可以通過消除無信息變量和干擾變量仍然取得了滿意的結果，呈現出強的抗干擾能力，其預測值與真實值和HPLC測定值非常接近，VCPA模型的平均回收率分別為97.5%、99.1%和98.6%，HPLC方法的平均回收率分別為104.7%、101.0%和102.2%。
圖2B～圖2D顯示了VCPA挑選出來的光譜點，其中a， b分別代表TNT，2，4DNT和2，6DNT之間的差譜[36]，藍色和紅色點為VCPA挑選出來的變量點。圖2B～圖2D的結果顯示：VCPA模型挑選出來的光譜點主要分布在3種分析物的強吸收區域220 nm～300 nm之間，是屬于苯環的ππ*躍遷的主要吸收帶區域。 差譜圖顯示， 大多數VCPA光譜點分布在每種分析物與其它兩種物質的差譜峰附近，表明挑選出來的光譜點大多位于這些分析物差異較大的區域。雖然VCPA挑選出來的少量點也位于3種分析物的弱吸收區域（300～400 nm），并且差譜的差異也比較小，但這些點也同時位于環境水背景吸收弱的區域，并且VCPA測試結果顯示這些點對這3種物質的同時定量有一定貢獻。上述分析證明了復雜體系征變量挑選的重要性，可以通過變量挑選來降低干擾，明顯提高預測結果的準確性。
4 結 論
結合紫外吸收與化學計量學中的PLS方法提出了一種簡單、快速、有效的分析方法，可以在不經過任何預分離的情況下準確地測定環境水樣中的TNT及其分解物（2，4DNT和2，6DNT）的含量。本研究建立了兩種模型：全譜PLS模型和變量挑選VCPA模型，用于預測獨立測試集和環境水樣中目標物的含量，并用HPLC方法作為參照。通過對比兩種模型和HPLC的測定結果發現，全譜PLS模型在存在干擾的環境水樣中預測準確度低，而VCPA變量挑選方法通過有效地選出重要特征變量，剔出無信息變量，所以在存在未知干擾的情況下依然可以取得準確的結果，VCPA模型對每個目標物的相關系數R2>0.99， 真實環境水樣目標物的回收率為101.0%～104.7%，與HPLC方法的結果相近，顯示出了良好的實際應用潛力。本研究結果表明，紫外光譜法與化學計量學方法相結合的分析策略，可以為環境中炸藥及相關物質的定量檢測提供一種簡便有效的分析方法。
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32 HJ 6002011， Water QualityDetermination of TNT、RDX、DNT Gas Chromatography. The State Environmental Protection Standards of the People′s Republic of China
水|梯恩梯、黑索金、地恩梯的測定氣相色譜法. 中華人民共和國國家環境保護標準. HJ 6002011
33 HJ 5992011， Water QualityDetermination of TNTNCetylpridinium ChlorideSodium Sulfite Spectrophotometric Method. The State Environmental Protection Standards of the People′s Republic of China
水質梯恩梯的測定 N氯代十六烷基吡啶―亞硫酸鈉分光光度法. 中華人民共和國國家環境保護標準. HJ 5992011
34 HJ 5982011， Water QualityDetermination of TNTSodium Sulfite Spectrophotometric Method. The State Environmental Protection Standards of the People′s Republic of China
水質梯恩梯的測定亞硫酸鈉分光光度法. 中華人民共和國國家環境保護標準. HJ 5992011
35 GB 89781996， Integrated Wastewater Discharge Standard. National Standards of the People′s Republic of China.
【關鍵詞】阿托伐他汀 高血壓 頸動脈硬化
【Abstract】Objective To compare the clinical effect of two different dosages of atorvastatin on carotid atherosclerosis in hypertensive patients. Methods Total 100 patients with carotid atherosclerosis in hypertensive patients were randomized to 20mg/day (n=50) and 40mg/day(n=50) atorvastatin for 16 weeks。The carotid artery inner-inter mediate thickness (IMT) was examined by the colorDoppler， and the plasma TC、LDL-C and HDL-C levels were measured in these patients before treatment and after treatment for 16 weeks.Results After four months of treatment，the carotid artery IMT obviously decreased in both 20mg/day and 40mg/day atorvastatin group（P＜0.05）， the plasma Tc and LDL levels could be significantly decreased in 40mg/day atorvastatin group (P＜0.01)，but the carotid artery IMT did not significantly decreased in 40mg/day atorvastatin group than 20mg/day atorvastatin group（P＞0.05）. Conclusion The plasma Tc and LDL levels could be significantly decreased in 40mg/day atorvastatin group，but it had no more effective to reduce carotid atherosclerosis.
【Key words】 Atorvastatin Hypertension Carotid atherosclerosis
高血壓病與動脈粥樣硬化是兩種獨立的病；但血壓升高與動脈粥樣硬化的發生發展密切相關，是動脈粥樣硬化的高危因素；高血壓合并外周血管病變的患者腦卒中的危險性大大增加[1]。因此有效控制高血壓病患者動脈硬化發展對于改善高血壓病患者的預后，降低心腦血管事件的發生率具有重要意義。在本試驗中，我們對高血壓頸動脈患者給予不同劑量阿托伐他汀治療 ，并運用多普勒彩超檢查對治療前后的頸動脈內膜-中層厚度進行比較 ，以檢測不同劑量阿托伐他汀對頸動脈硬化的治療作用。
1 一般資料
選擇2010年04月-2011年3月期間，在我院門診經頸動脈彩色多普勒超聲檢查，確診存在有不同程度頸動脈硬化的初診高血壓病患者100例。高血壓病診斷標準符合“2004年中國高血壓防治指南”診斷標準中高血壓病標準[2]；排除嚴重肝腎功能不全、繼發性高血壓、糖尿病以及對二氫吡啶類鈣離子拈抗劑過敏者。隨機分為阿托伐他汀40mg/d組（A組）及阿托伐他汀20mg/d組（B組），每組50例。兩組性別、年齡、血脂和血壓差異無統計學意義(P>0.05)，具有可比性，見表1、2。
表1 各組患者一般資料(x-±s)
2 方法
2.1 服藥方法：A組:阿托伐他汀(商品名:立普妥，輝瑞制藥有限公司)40mg，每晚睡前服用；B組:阿托伐他汀20mg，每晚睡前服用，兩組均連續服用16周。兩組均服用拜阿司匹林100mg/次，每天一次，均服用相同的CCB類降壓藥物，如血壓下降不理想，加用相同的ACEI或ARb類降壓藥物。治療期間兩組患者的飲食習慣、生活方式及其伴隨疾病所用藥物均與治療前保持一致，并每月檢查一次肝、腎功能。每組治療前和療程結束后均檢查頸動脈彩超，觀察頸動脈粥樣硬化變化情況及血脂變化情況，并加以對比分析。
2.2 觀察指標：所有患者均配合隨訪，均隨訪16周。每周測量血壓1次；治療前及16周后各做一次頸動脈超聲檢查。超聲檢查應用美國惠普公司生產高分辨彩色多普勒超聲診斷儀。頸動脈內膜-中層厚度(IMT)測量：仰臥位，用7.5MHz線陣探頭檢測一側頸動脈全程后，避開有動脈粥樣斑塊的部位，分別測量分叉部、分叉近心端l-1.5era和遠心端1-1.5era 3個位點作為IMT；IMT正常值≤0.9mm，局部IMT≥1.0mm而≤1.2mm定義為動脈內膜增厚，局部IMT>1.2mm，定義為動脈粥樣硬化斑塊。所有患者分別治療前及治療后16周清晨空腹采靜脈血，測定總膽固醇（TC）、高密度脂蛋白（HDL-C）、低密度脂蛋白（LDL-C），每月均清晨空腹采靜脈血，測定谷丙轉氨酶（ALT）、谷草轉氨酶（AST）及肌酸激酶（CK）；血脂及肝功能利用美國Beckman全自動生化儀測定。
2.3 統計學方法：組內及組間比較用t檢驗，數據用均數±標準差表示。所有數據采用SPSS11.0軟件包處理。P
3 結果
3.1 兩組觀察指標變化
兩組降壓程度比較無統計學意義(P>0.05)，見表2；阿托伐他汀20mg能明顯降低TC及LDL-C (P
3.2 兩組患者觀察16周后未發現皮疹，沒有出現肌痛及ALT、AST 、CK的異常升高。
表2 治療前后血壓（mmHg）、血脂（mmol/l）及超聲值（mm）比較（x-±s）
注：治療前后組內比較P＜0.05，P＜0.01；治療前后組間比較P＞0.05，P＜0.05；
4 討論
高血壓是引起動脈粥樣硬化的重要危險因素之一。頸動脈斑塊作為缺血性卒中的高危因素之一越來越引起人們的重視。IMT是評價頸動脈粥樣硬化的有效方法，也通常被視為反映全身動脈硬化的一個早期指標，早于斑塊的發生，而且頸動脈較為表淺，便于檢查；超聲檢查高血壓病患者頸動脈粥樣硬化的發生率明顯高于正常人，且頸動脈內膜中膜增厚及斑塊形成與缺血性卒中、心肌梗死等多種疾病的發生相關[3]。
他汀類藥物除通過調脂作用降低 TC、LDL-C和升高HDL-C來改善動脈粥樣硬化病變外，還
通過一系列非調脂途徑，如改善血管內皮功能、減輕斑塊中炎癥反應及抑制血管平滑肌細胞增殖等減退或延緩動脈粥樣硬化(AS)。多項研究證實調脂治療能有效降低動脈粥樣硬化患者心腦血管事件的發生率[4]。頸動脈超國外的許多研究都著眼于80mg/d的大劑量阿托伐他汀強化調脂、穩定及逆轉斑塊上，由于經濟原因及擔心可能帶來的副作用，這一劑量一直不被國內同行所接受。NCEP Report提示：20mg/d阿托伐他汀降低LDL-C＞40%，達到強化降脂目的[5]。胡大一等在阿托伐他汀20mg阿托伐他汀對國人冠心病患者的有限性和安全性的多中心研究中顯示：20mg阿托伐他汀可顯著降低膽固醇及LDL-C水平，達到強化降脂水平，且未發現明顯不良反應[6]。一項在日本進行的降脂藥物逆轉斑塊的研究，即ESTABLISH研究顯示：20mg/d阿托伐他汀同樣可使血脂達標，同時顯示出的對斑塊體積的消退作用比國外研究中80mg/d阿托伐他汀所觀察到的改變更明顯[7]。國內外的這些研究提示對于冠心病患者降脂及逆轉斑塊而言20mg/d阿托伐他汀已經足夠了。
在本研究中我們發現無論是20mg/d還是40mg/d的劑量治療16周后均能降低明顯降低TC及LDL-C水平，并且均可降低LDL-C＞40%，達到強化降脂目的；雖然阿托伐他汀40mg/d降低血脂更明顯，也未發現明顯不良反應，但對比阿托伐他汀20mg/d，并沒有更有效的減輕頸動脈粥樣硬化。從調脂及減輕高血壓病患者頸動脈粥樣硬化的角度考慮，20mg/d的阿托伐他汀也許足夠了。
由于本研究樣本例數較少，隨訪時間短，目前的結論尚需要更大例數的樣本，更長時間的臨床觀察來進一步證實。
參 考 文 獻
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關鍵詞：計量經濟學；定義；科學性；不精確性；局限性
中圖分類號：F064.1 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）015-000-01
一、計量經濟學的含義
1.計量經濟學的早期含義
在17世紀時期，計量經濟學第一次在戴夫南特和金的研究中出現，但當時，計量經濟學這個專業術語并未出現，直到挪威的一位名叫弗里希的經濟學家在其發表的論文中提出了計量經濟學的概念。計量經濟學表示經濟學和數學以及統計學的有機統一。在研究中發現在統計學和數學以及經濟學的相互關系中存在著一種規律，發現這個發現的發現者將其命名為計量經濟學。計量經濟學是對理論政治以及純經濟學的主觀抽象法則進行試驗和數據檢驗并由此來將純經濟學最大化的成為嚴格意義上的科學。
1933年，計量經濟學會將計量經濟學定義為：通過經濟學與數學以及統計學的有機統一，以實現經濟問題理論定量與經驗定量相統一的目標。這個定義表現了計量經濟學是由統計學數學以及經濟學共同組成的，缺一不可。我們不能簡單地理解為是數學在經濟理論領域的應用，也不能籠統得以為是經濟理論問題的簡單統計，只有將三者構建在一起才能發揮出特定的效力。
2.計量經濟學的現代含義
由于計量經濟學的早期目的在于科學化經濟理論研究，因此在隨后的經濟理論研究方法的不斷拓展完善中，計量經濟學的含義也隨之發生了改變。其定義變的更加具體也更加具有內涵。第一種定義認為：“計量經濟學是利用統計學和數學的方法來分析經濟學理論數據，將經濟學的經驗理論包含在內一起分析，通過分析來證明經濟理論的正確與否。”第二種定義認為：“計量經濟學的目標是建立經濟模型來分析經濟學中的變量之間的相互關系。通過模型來確定當一個變量發生變化時對其他變量會造成多大影響。使用數學和統計學的方法工具來解決發生在經濟和社會中的變量變化問題，并引導人們對此類問題分析和了解并解決。
小結：發展至今，計量經濟學已經成為經濟學的重要分支學科，但其基礎和目標并未有多大改變。還是將經濟學和數學以及統計學三者合一共同解決和推斷經濟理論假設的實證研究。不管是哪一門學科都可分為理論和應用兩個方面。因此，計量經濟學也可分為理論計量經濟學和應用計量經濟學。自2008年爆發的經濟危機，其后果影響至今。作者認為這不一定是計量經濟學的理論研究問題，其可歸結于應用計量經濟學的問題。由于人們對計量經濟學的濫用和理解的不透徹所以才無法從理論計量經濟學中找到問題的解決辦法。
二、計量經濟學的特性
計量經濟學是經濟學的重要分支學科?？梢哉f計量經濟學是經濟學的獨特一面。計量經濟學科學性的標志在于其嚴謹的數學方法邏輯性和正確指向性的統計推斷。當然，對于計量經濟學科學性的質疑也從未間斷過。凱恩斯認為計量經濟學是“統計的煉金術”，“蹩腳的魔術”。他認為計量經濟學到目前為止還算不上科學的研究方法。為此作者統計出了科學標準并表現了計量經濟學的科學性。
1.計量經濟學的科學性
首先，科學哲學標準為：邏輯實證主義科學標準：其核心是事物的可證實性。包括維也納學派的邏輯實證主義和柏林學派的邏輯實證主義以及“亨善爾”邏輯主義。證偽主義科學標準。這種證偽主義的基本出發點是證實和證偽之間的邏輯不對稱。凡是可以被證偽的那就不是科學的。
其次，我們可以在計量經濟學中發現邏輯實證主義的特性：重視證實，觀測，反對因果關系的存在，反對理論實體。從計量經濟學中我們更能找到證偽主義科學標準的影子，計量經濟學的作用就在于對原有的經濟理論或問題進行模式分析，不斷假設推斷，通過證實和證偽發掘出解決實際問題的方法。在這一方面充分體現了在計量經濟學中證偽主義科學標準的存在。
2.計量經濟學的不確定性和局限性
首先，計量經濟學具有不精確性。其實這是一件無可厚非的事。從基礎來源上來看，龐大的經濟數據本身就具有不精確性，通過計量經濟學的研究也只能得到一個近似的結果。通過計量經濟學的方法研究，我們能得到一個理想的世界，但未來是否真是如此還有待商榷。統計學也是計量經濟學的構建者之一，這決定了計量經濟學的研究結果是一個隨機事件，是否得到想要的結果還需要共同的努力，這與計量經濟學的科學性并未沖突。
其次，與其它學科一樣，在計量經濟學的科學性和不精確性之外還有其局限性。從研究方法上而言，計量經濟學的研究方法是經驗實證的模型方法。這既是計量經濟學的科學性和不精確性所在也是其局限性所在。從經濟學的語言層面而言，以統計學和數學為基礎的計量經濟學的經驗實證的模型語言有著其自帶的局限性。計量經濟學中證偽主義科學標準的存在的氣息太重，這種以不平衡的邏輯為出發點的方法論決定了計量經濟學的局限性。
三、結論與展望
時代在進步，人民富有了，消費提高了，伴隨的經濟危機也爆發了。經濟危機的爆發更加重對計量經濟學的質疑。無法準確預測經濟危機的到來，在解決經濟危機上的能力不足都存在于人們疑惑中。從上文的分析中我們可以得到這樣的結論：“計量經濟學的研究方法為解決經濟問題提供了模型，在此模型中我么能夠看到理想的世界，能夠正確預測經濟的走向，但是計量經濟學中的統計學成分決定了其理想結果之外還存在其他結果。我們應當做的事理解透徹計量經濟學并不濫用。計量經濟學的科學性證明其是科學的方法。如果我們能夠理解經濟領域中變量的變化以及影響的大小并知道如何避免這種情況的發生或有制定對策，那么應該會有效的應用計量經濟學。
參考文獻：
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調查問卷共分三種：“學校卷”、“教師卷”和“學生卷”。“學校卷”由講授統計學和計量經濟學課程的院系組織填寫；“教師卷”由經濟學類專業任課教師(不含統計學、計量經濟學專業教師)填寫：“學生卷”由已修完統計學、計量經濟學課程的高年級本科生填寫。統計學課程問卷調查共回收了43所學校、587名教師和1586名學生的有效問卷。計量經濟學課程問卷調查共回收了27所學校、211名教師和728名學生的有效問卷。總體看，回收問卷覆蓋了全國七大區域和絕大多數類型的高校，學校層次既有211院校也有省市共建的院校。問卷填寫質量較好，具有一定的代表性，基本滿足分析需要。
一、統計學課程教學現狀
對統計學課程的調研，主要圍繞課程設置的必要性和重視程度、教學隊伍、教學內容、教學條件、教學方法與教學手段、教學效果等方面展開。結果顯示，統計學課程的必要性和重要性普遍受到學校、經濟學類專任教師和學生的認同；通過課程學習，學生能夠掌握基本的定量分析方法，增強了學生分析經濟現象和經濟問題的能力。對于課程教學具體環節中存在的問題，如缺乏課程實踐、缺乏案例教學、忽視個性培養等，還需要通過進一步深化教學改革加以解決。
1．統計學課程必要性和重視程度狀況
(1)開設統計學課程的必要性?？傮w看，教師中認為非常需要的占47.5％，認為比較需要的占38.2％，總計超過85％的教師認為開設統計學課程是有必要的。其中，應用經濟學專業教師選擇非常需要的比例為53.8％，高于理論經濟學專業教師的30.1％。職稱越高則選擇非常需要的比例越高，助教、講師、副教授和教授選擇非常需要的比重依次為32.8％、47.4％、49.0％和54.1％。
(2)對統計學課程的重視程度。從學生角度看，30.7％的學生認為學校對統計學課程非常重視或較重視，認為一般的占52.3％從學校角度看，33.3％的院校認為學生對統計學課程非常重視或較重視，59.5％的學校認為重視程度一般?？傮w看，對統計學的重視程度還需要加強。
(3)雖然統計學作為一門獨立的學科具有其自身的基本理論和方法，但作為一門方法論學科，當將其應用到具體學科時，必然要與背景學科相結合，從而會產生新的特點。調查發現，有76.7％的院校認為不同層次、不同類型院校統計學課程教學目標應該有所不同。88.4％的院校認為不同層次、不同類型院校統計學課程教學模式應該有所不同。67.3％的經濟學類專任教師認為有必要或非常有必要對不同的專業編寫專門的統計學教材。
2．統計學課程教學狀況
(1)教學隊伍。整體較好。具有高級職稱的教師占66％，具有博士學位的教師占27.1％，具有國際交流經驗的教師占19％，具有統計實踐經驗的教師占31.1％。專任教師隊伍的絕對數量在逐年增加，且增速在不斷加快。但相對于學生規模的增長速度而言，專任教師數量相對不足。
(2)教學內容。大多數院校的教學內容包含基本概念、數據的描述性整理、概率抽樣、參數估計、假設檢驗、相關與回歸分析、指數和時間序列分析等，教學內容符合學科要求，知識結構合理。教學實踐內容方面，多數院校設計了實踐活動。
(3)教學條件。超過一半的院校使用國家級規劃教材。83.7％的院校認為使用的教材很好或較好。各院校統計學課程教學課時平均為52課時，其中講授44課時，習題4課時，上機4課時。各院校普遍認為課時偏少，特別是實踐課時。認為比較合理的教學課時數為60課時。實踐教學中，超過一半的學校選擇Excel，1/3的學校使用SPSS。僅有少數院校使用SAS。隨著互聯網的普及，網絡作為一種新的教學手段，正在逐漸被各院校采用。對于網絡教學資源的評價，院校和學生有所不同。學校對網絡教學資源的評價偏高，83.4％的院校的評價集中在比較豐富或一般，與學校的評價相比，學生對此的評價相對較低。認為比較豐富或一般的學生僅占68.2％，還有21.2％的學生認為網絡教學資源較缺乏?？梢?，網絡教學還不能很好地滿足學生的需要，有待于進一步豐富。
(4)教學方法與手段。76.7％的學校使用板書和投影相結合的教學方式。對于多媒體教學方式，絕大多數院校和學生持肯定和贊成態度。42.9％的院校和21.3％的學生認為多媒體教學手段對教學具有很大的積極影響，另有54.8％的學校和63.6％的學生認為有積極影響，但影響有限。作業對于學生鞏固相關知識具有重要的促進作用。將近一半的院校作業次數在7～9次，約4成院校作業次數在3～6次，還有14.3％的學校作業次數在9次以上。關于作業的批改，大多數學校要求全部批改或批改2/3，不到30％的學校要求批改1/3或教師自行掌握。幾乎所有學校(95.2％)統計學期末考試都采取閉卷形式。最常用的出題方式依次是臨時統一命題(38.1％)、分別自行命題(28.6％)、題庫(23.8％)、卷庫(9.5％)。而教師和學生認為更合理的出題方式依次為題庫(38.1％)、卷庫(26.2％)和臨時統一命題(19.0％)。
(5)教學效果。調查顯示，各院校授課教師除了對學生課前預習評價偏低以外，對于課堂出勤、作業完成、學習態度和效果等方面的評價普遍較好。在對學生掌握統計學知識促進專業課程學習效果的評價中，有9.5％的教師評價很好，46.8％的教師評價較好，二者合計達到56.3％。學生對教師的敬業精神評價最高，72％的學生對教師敬業精神評價很好或較好，然后依次是教書育人、知識結構、學術水平和教學質量。學生對教師的教學方法滿意度偏低，認為很好或較好的只有40％。
(6)主要問題。教師認為統計學課程教學中存在的五個主要問題依次為缺乏課程實踐(64.3％)、忽視個性培養(54.8％)、教師數量不足(52.4％)、缺乏案例教學(45.2％)和學生數量過多(42.9％)。學生認為統計學課程教學中存在的五個主要問題依次是缺乏課程實踐(69.1％)、教學方法單一(55.7％)、培養目標定位不準確(48.6％)、忽視個性培養(46.5％)和缺乏案例教學(42.9％)。兩者有三個問題相同。特別是缺乏課
程實踐和缺乏案例教學這兩個問題，應當引起高度關注。
二、計量經濟學課程教學現狀
對計量經濟學課程的調研同樣主要圍繞課程設置的必要性和重視程度、教學隊伍、教學內容、教學條件、教學方法與教學手段、教學效果等方面展開。結果顯示，計量經濟學課程的必要性和重要性同樣普遍受到學校、經濟學類專任教師和學生的認同；認為通過課程學習，學生能夠掌握從數量上研究經濟關系和經濟運行規律的基本分析方法，增強了學生分析經濟現象和經濟問題的能力。對于課程教學具體環節中存在的問題，如缺乏課程實踐、缺乏案例教學和忽視個性培養等，還需要通過進一步深化教學改革加以解決。
1．計量經濟學課程必要性和重視程度狀況
(1)開設計量經濟學課程的必要性。總體看，教師中認為非常需要的占49.3％，認為比較需要的占36.0％，總計超過85％的教師認為開設計量經濟學課程是有必要的。其中，應用經濟學專業教師選擇非常需要的比例55.6％，高于理論經濟學專業教師的33.3％。職稱越高則選擇非常需要的比例越高，助教、講師、副教授和教授選擇非常需要的比重依次為32.1％、44.8％、51.9％和64.9％。
(2)對計量經濟學課程的重視程度。從學生角度看，32.2％的學生認為學校對計量經濟學課程非常重視或較重視，認為重視程度一般的占50.5％；從學校角度看，59.2％的院校認為學生對計量經濟學課程非常重視或較重視，40.7％的學校認為重視程度一般?？傮w看，對計量經濟學的重視程度還需要加強。
(3)調查發現，有高達96.3％的院校認為不同層次、不同類型院校計量經濟學課程教學目標應該有所不同。92.6％的院校認為不同層次、不同類型院校計量經濟學課程教學模式應該有所不同。
2．計量經濟學課程教學狀況
(1)教學隊伍。整體較好。具有高級職稱的教師占61.3％，具有博士學位的教師占45.7％，具有國際交流經驗的教師占21.4％，具有計量實踐經驗的教師占49.7％。專任教師隊伍的絕對數量在逐年增加，但相對于學生規模的增長速度而言，專任教師數量相對不足。
(2)教學內容。大多數院校的教學內容包含建立計量經濟學模型的步驟和要點、計量經濟學的基本概念、一元線性回歸模型、異方差性、序列相關性、多重共線性、多元線性回歸模型、隨機解釋變量、虛擬變量、滯后變量、聯立方程計量經濟學模型等內容，教學內容符合學科要求，知識結構合理。
(3)教學條件。44.4％的院校使用國家級規劃教材。92.6％的院校認為使用的教材很好或較好。上機使用相應的軟件進行建模的實際操作，是計量經濟學教學的一個重要環節。調查發現，絕大部分學校(96％)使用的是目前比較流行的EViews軟件，僅有少數院校使用SPSS、SAS。隨著互聯網的普及，網絡作為一種新的教學手段，正在逐漸被各院校采用。對于網絡教學資源的評價，院校和學生有所不同。學校對網絡教學資源的評價偏高，81.4％的院校的評價集中在比較豐富或一般。與學校的評價相比，學生對此的評價相對較低。認為比較豐富或一般的學生占64.7％，還有30.1％的學生認為網絡教學資源較缺乏。
(4)教學方法與手段。對于多媒體教學方式，絕大多數院校和學生持肯定和贊成態度。22.9％的學生認為多媒體教學手段對教學具有很大的積極影響，62.1％的學生認為有積極影響，但影響有限。作業對于學生鞏固相關知識具有重要的促進作用。44.4％的院校作業次數在3～6次，40.7％的院校作業次數在7～9次，還有14.8％的學校作業次數在9次以上。關于作業的批改，接近一半的學校要求全部批改，1/4的學校讓教師自行掌握。幾乎所有學校(92.6％)計量經濟學期末考試都采取閉卷形式。最常用的出題方式依次是題庫(29.6％)、臨時統一命題(29.6％)、卷庫(25.9％)、分別自行命題(11.1％)。而教師和學生認為更合理的出題方式與各院校實際采用的出題方式順序相同。
(5)教學效果。調查表明，各院校授課教師除了對學生課前預習評價偏低以外，對于課堂出勤、作業完成和效果等方面的評價一般。在對學生掌握計量經濟學知識促進專業課程學習效果的評價中，有10.4％的教師評價很好，有42.7％的教師評價較好，二者合計達到53.1％。學生對教師的敬業精神評價最高，有73.2％的學生對教師敬業精神評價很好或較好，然后依次是教書育人、知識結構、學術水平和教學質量。對教學方法評價最低，認為很好或較好的只有44.2％。
(6)主要問題。教師認為計量經濟學課程教學中存在的五個主要問題依次為教師數量不足(70.8％)、缺乏課程實踐(52.5％)、缺乏案例教學(50.0％)、學生數量過多(37.0％)和忽視個性培養(37.0％)。學生認為計量經濟學課程教學中存在的五個主要問題依次是缺乏課程實踐(64.0％)、培養目標定位不準確(57.8％)、教學方法單一(52.1％)、缺乏案例教學(47.5％)和忽視個性培養(44.7％)。兩者有三個問題相同。表明各院校在教學中講授理論普遍過多，講授具體應用太少，這不僅不利于培養學生學習計量經濟學的興趣，也不能很好地體現計量經濟學的價值。應當引起高度關注。
三、對統計學、計量經濟學課程教學現狀的思考
通過調查分析與研究，筆者認為：
(1)隨著社會經濟的高速發展，經濟系統越來越復雜，不確定性越來越強，經濟活動風險加大。要準確的認識經濟運行狀況、測度風險，必須依靠定量分析工具，作為數據分析方法的統計學必然成為重要的工具之一。經濟學家熊彼特認為，“‘科學的’經濟學家和其他一切對經濟課題進行思考、談論和著述的人們之間的區別，在于掌握了技巧或技術，而這些技術可分為三類：歷史、統計和‘理論’。三者合起來構成我們的所謂‘經濟分析’”?？梢?，熊彼特認為對一個經濟學家來說，最重要的三門學問是經濟史、統計學和經濟理論。在具體談到統計對經濟學的作用時，熊彼特說，“……我們至少在原則上要承認：統計方法是經濟分析工具的一部分，即使不是為了經濟分析的特殊需要而設計的，也是如此。”著名華人經濟學家錢穎一也曾談到過統計學和經濟學的關系，他認為“運用數學和統計方法做經濟學的實證研究可以把實證分析建立在理論基礎上，并從系統的數據中定量地檢驗理論假說和估計參數的數值。這就可以減少經驗性分析中的表面化和偶然性，可以得出定量性結論，并分別確定它在統計和經濟意義下的顯著程度?！庇纱?，可以得出這樣一種結論，統計學對于經濟學的重要性已成為現代主流經濟學的共識。
(2)計量經濟學產生于20世紀30年代，是一門從數量上研究經濟關系和經濟活動規律及其應用的科學，是統計學、經濟學和數學的綜合。經過幾十年的發展，
計量經濟學已經在經濟學科中占有重要地位，在經濟領域得到了廣泛的應用。尤其是近20年來計算機的飛速發展，使計量經濟學的發展和應用進入了一個新的階段。計量經濟學的產生和發展，使經濟學在精確化和定量化方面跨出了革命性的一步，使經濟學發展成為真正意義上的科學，它自身也成為經濟學家對經濟概念和定律進行定量化的工具，成為經濟學家檢驗經濟理論，分析和預測經濟運行與發展的工具。盡管計量經濟學是經濟學的一個學科分支，有一定的學科獨立性，但不可否認它的方法性和工具性，即計量經濟學是一門探索經濟變量間關系的有用方法和工具。無論是從計量經濟學課程本身在經濟學人才培養中發揮的作用來看，還是參照國際上的普遍做法，我們認為把該課程作為經濟學類專業的核心課程是必要的。
(3)各院?；旧隙家呀浾J識到了開設統計學和計量經濟學課程的必要性。但在重視程度方面二者相比有所不同，學生中非常重視或比較重視計量經濟學的比例要高于統計學。對此，我們認為，統計學和計量經濟學在經濟學人才培養中發揮了不同作用。盡管統計學和計量經濟學都是定量分析方法，然而二者還是有很大區別。簡單地說，統計學是收集、整理和分析數據的科學。而計量經濟學是統計學、經濟學和數學的綜合，是一門從數量上研究經濟關系和經濟運行規律的科學。由此不難看出，統計學更多地說是一種工具和技術，負責對數據進行處理和分析。而計量經濟學是統計學和數學在經濟中的應用，這種應用不僅在開始階段要有經濟理論作為指導，而且在應用的最后階段還要運用經濟理論對產生的結果進行解釋。此外，我們從兩門學科的定義中可以明顯看出，統計學是計量經濟學的基礎之一，計量經濟學大量使用了統計學中的概念和方法。沒有較好的統計學基礎，學好計量經濟學是不可能的。因此，統計學應該作為計量經濟學的先導課程。
(4)自上世紀90年代中期開始，教育部將統計學、計量經濟學列為經濟學科的核心課程，到目前已有十幾年的時間。這期間，兩門課程教學在經濟學類專業人才培養中發揮了很好的作用，取得了很好的效果，無論教師還是學生均給予很高評價。通過課程學習，學生掌握了基本的定量分析方法，增強了分析經濟現象和經濟問題的能力。有效提升了學生對經濟數據的正確理解和應用，從而對經濟學的學有裨益。
(5)經過國內經濟統計學界20世紀80年代激烈爭論，統計學的方法論性質成為主流認識。隨之，數理統計方法被大量引入統計學課程。但由此卻引發了新的問題，即在新的統計學課程教學中，原有的經濟統計學部分，無論是教學內容還是教學課時均呈現下降態勢，應當引起我們高度關注。
統計學不僅是計量經濟學的先導課程，而且確實有其獨特的作用，尤其是經濟統計對經濟學的學習會起到很大的促進作用。原因在于，計量經濟學要依賴于數據，正確地理解數據是正確地處理和使用數據的前提。經濟統計學的系統訓練能讓學生更好地理解這些經濟數據的收集過程和計算方法，從而能更好地理解一些統計指標的內涵，從而也就比沒有學過經濟統計的學生更可能正確地使用這些數據。舉一個簡單的例子，比如說GDP，學過了經濟統計，我們就知道GDP是一個時期指標，總量指標，既包括物質產品的價值，也包括服務的價值，是按當年價格計算的，不同年份的GDP需要剔除價格因素后才能相互比較。如果沒學過經濟統計，沒有定基、環比、基期、報告期的概念，在剔除價格因素時就會遇到困難或者出現錯誤。
