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工業(yè)分析與檢驗論文范文第1篇

2005年,我國對匯率制度進(jìn)行重大改革,不再單一盯住美元,改為實施一籃子貨幣進(jìn)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(guān)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(jié)構(gòu)的影響并分析原因,通過實證方法加以驗證,最后給出相關(guān)的結(jié)論和政策建議。

一、我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動分析

我們運(yùn)用貿(mào)易特化系數(shù)(TSC,Trade Specialization Coefficient)這一指標(biāo)來衡量和分析中國對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動趨勢。本文中的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)指的是對外貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu),即各類進(jìn)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(jìn)出口總額之比,其計算公式為:TSC=(XM)/(X+M),-11。

一般說來,當(dāng)TSC指標(biāo)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(dāng)TSC指標(biāo)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(dāng)TSC指標(biāo)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(rèn)為該地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈優(yōu)化趨勢。

研究表明,我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)總體上呈現(xiàn)不斷優(yōu)化的趨勢,全部進(jìn)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(jié)構(gòu)貢獻(xiàn)較大。同時,工業(yè)品自身的貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(xué)技術(shù)水平的顯著上升,資本技術(shù)密集型商品競爭力不斷增強(qiáng),1996-2008年間TSC累計增加了0.4,對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的改善貢獻(xiàn)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(quán)數(shù),將各貿(mào)易伙伴國的名義匯率進(jìn)行加權(quán)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(quán)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(jié)構(gòu)影響的實證分析

本文運(yùn)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(jìn)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(shù)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(jié)果表明,REER、TSC1、TSC2和TSC3是二階單整序列,可以進(jìn)行進(jìn)一步檢驗。

工業(yè)分析與檢驗論文范文第2篇

論文關(guān)鍵詞：R&，D投資，技術(shù)改造，技術(shù)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(shù)進(jìn)步外，還可以通過技術(shù)改造與購買其他企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗，達(dá)到提高自身技術(shù)水平和生產(chǎn)率，促進(jìn)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(shù)改造、技術(shù)購買與企業(yè)產(chǎn)出的關(guān)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(jī)制具有重要的啟示意義。

國內(nèi)外學(xué)者就R&D投資、技術(shù)購買與企業(yè)產(chǎn)出關(guān)系已作了較多的研究。Hall和Mairesse(1995)和Keller(2002)等，他們的研究結(jié)果均表明R&D投入產(chǎn)出或生產(chǎn)率具有顯著的促進(jìn)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(jìn)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(jìn)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(jì)業(yè)績的影響，認(rèn)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(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)引進(jìn)對生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)自主研發(fā)和國外技術(shù)引進(jìn)對生產(chǎn)率有顯著促進(jìn)作用，但國內(nèi)技術(shù)引進(jìn)對生產(chǎn)率并沒有顯著影響。

Hu等(2005)運(yùn)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(shù)引進(jìn)和R&D投入對生產(chǎn)率的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，技術(shù)引進(jìn)和R&D投入雖增加了我國技術(shù)知識存量，但并沒有有效地促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高。李小平（2007）運(yùn)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(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買的產(chǎn)出回報率和生產(chǎn)率回報率進(jìn)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(dǎo)致產(chǎn)出的減少，并且高R&D投資行業(yè)所導(dǎo)致的產(chǎn)出減少的最多，同時，國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買對產(chǎn)出的影響都不顯著，而且R&D投資、國外技術(shù)引進(jìn)和國內(nèi)技術(shù)購買對生產(chǎn)率的提高也不顯著。

根據(jù)以上的研究文獻(xiàn)可以看出，各學(xué)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(biāo)準(zhǔn)對研究結(jié)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(shù)購買及技術(shù)改造與企業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系。因此，本研究從工業(yè)企業(yè)注冊類型層面，運(yùn)用經(jīng)驗分析方法研究中國企業(yè)技術(shù)投入與產(chǎn)出變動之間的關(guān)系，考慮到我國工業(yè)企業(yè)技術(shù)來源渠道的不同，分別考察直接R&D投資、技術(shù)改造和技術(shù)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(guān)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(shù)水平，并通過技術(shù)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(shù)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(shù)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(shù)水平存在自然增長，我們假設(shè)，q為一常數(shù)，是非體現(xiàn)型的“外生的”技術(shù)進(jìn)步，由此可見，技術(shù)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(dāng)不考慮“外生”技術(shù)進(jìn)步，即為零時，技術(shù)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(jī)擾動項后，得到如下的基本計量模型：

(2)

在分析的過程中，結(jié)合所收集的數(shù)據(jù)，科技活動主要包括R&D投資、技術(shù)改造與技術(shù)獲取。技術(shù)獲取主要有兩種途徑：一是國外技術(shù)購買和國內(nèi)技術(shù)購買兩種方式。然而，當(dāng)技術(shù)引進(jìn)企業(yè)與被引進(jìn)企業(yè)的技術(shù)水平相差較大時，技術(shù)相對落后的企業(yè)在模仿和引進(jìn)其他先進(jìn)企業(yè)技術(shù)，需要花費(fèi)一定的成本用于人員培訓(xùn)、相關(guān)工藝的開發(fā)、以及必備配套設(shè)施的購買等，形成了消化吸收的費(fèi)用支出。因此，本研究中的科技活動T包括了R&D投資、技術(shù)改造、國外技術(shù)購買、國內(nèi)技術(shù)購買，以及用于消化吸收所支付的經(jīng)費(fèi)。

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(zé)任公司、股份有限公司、私營企業(yè)、其他內(nèi)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(guān)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(jī)器設(shè)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(jī)器設(shè)備原價平減為2000年的不變價。標(biāo)準(zhǔn)的勞動投入應(yīng)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(dāng)量后的數(shù)值反映小論文。R&D投資用R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出表示，消化吸收投入用消化吸收經(jīng)費(fèi)支出表示，這兩個經(jīng)費(fèi)支出包括了相關(guān)設(shè)備購買和相關(guān)人員的工資支出，所以R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出額和消化吸收經(jīng)費(fèi)支出額用加權(quán)價格指數(shù)折算為2000年的不變價格，加權(quán)價格指數(shù)我們借鑒朱平芳與徐偉民（2003）的方法，以當(dāng)期消費(fèi)價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)加權(quán)平均表示，權(quán)重分別為0.55和0.45。企業(yè)的技術(shù)改造、國外技術(shù)購買、國內(nèi)技術(shù)購買分別用技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)支出和購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費(fèi)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(nèi)資企業(yè)在某些年度缺少技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)支出、國外技術(shù)購買經(jīng)費(fèi)支出、國外技術(shù)購買經(jīng)費(fèi)支出和消化吸收經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)，于是得到一個關(guān)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(jié)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(jī)效應(yīng)估計方法和混合OSL估計方法對模型進(jìn)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(jī)效應(yīng)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(jī)效應(yīng)方法，進(jìn)行估計基本模型（2）。估計結(jié)果見表1。

表1 模型估計結(jié)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(shù)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(nèi)技術(shù)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(shù)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(shù)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(jī)效應(yīng)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(jī)效應(yīng)估計；圓括號中給出系數(shù)估計值的群組穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)的P值；隨機(jī)效應(yīng)檢驗為Breusch and Pagan隨機(jī)效應(yīng)拉格朗日乘數(shù)檢驗，方括號中為相應(yīng)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(nèi)自相關(guān)，因此給出群組穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)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(yīng)的伴隨概率都小于0.001，在隨機(jī)效應(yīng)模型的顯著性檢驗卡方統(tǒng)計量對應(yīng)的P值也小于0.001，因此所有估計結(jié)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(jié)果均支持選用隨機(jī)效應(yīng)模型，因而，下面將根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

在無時間趨勢，即不考慮技術(shù)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(jìn)行穩(wěn)健的沃爾德檢驗，檢驗結(jié)果分別為chi2(1)= 11.58，相應(yīng)伴隨概率為0.0007，chi2(1) =11.37，相應(yīng)伴隨概率為0.0007，在5%水平下，規(guī)模報酬不變的假設(shè)均被拒絕，再根據(jù)雙側(cè)假設(shè)檢驗與單側(cè)假設(shè)檢驗之間的關(guān)系，我們可以直接拒絕規(guī)模報酬非遞減的假設(shè)，說明當(dāng)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(jìn)企業(yè)產(chǎn)出增長。技術(shù)改造系數(shù)為正但不顯著，表明工業(yè)企業(yè)的技術(shù)改造對提高企業(yè)產(chǎn)出的作用不顯著。國內(nèi)技術(shù)購買的系數(shù)為負(fù)，說明國內(nèi)技術(shù)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(shù)購買的系數(shù)為負(fù)，且在5%水平下顯著，說明購買國外技術(shù)對產(chǎn)出增長具有顯著的抑制作用，在模型(m4)中國外技術(shù)購買及其與消化吸收交互項的系數(shù)都是負(fù)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(rèn)為國外技術(shù)購買能顯著的抑制產(chǎn)出增長。在不考慮國外技術(shù)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(fèi)用支出能顯著地促進(jìn)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(shù)購買與消化吸收的交互項系數(shù)進(jìn)行的聯(lián)合檢驗[②]結(jié)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(fù)面作用，由購買國外技術(shù)的支出是否達(dá)到臨界值決定。根據(jù)模型(m4)的估計結(jié)果，可以求得國外技術(shù)購買的臨界值為33.38[③]，當(dāng)國外技術(shù)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(fù)，由于在樣本數(shù)據(jù)中，國外技術(shù)購買的平均值為11.42，最大值為14.24，因此在考慮國外技術(shù)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(jìn)作用。購買國外技術(shù)與消化吸收的交互項系數(shù)為負(fù)，說明專門用于消化吸收國外先進(jìn)技術(shù)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(fù)面作用，盡管這種負(fù)面作用在統(tǒng)計上不顯著。

在加入時間趨勢，即考慮技術(shù)水平自然增長的情況下（見表1中的模型(m6)與模型(m8)），結(jié)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(shù)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(shè)備）投入一樣對產(chǎn)出具有顯著的促進(jìn)作用。為比較同是經(jīng)費(fèi)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(jìn)行穩(wěn)健沃爾德檢驗（Robust-Wald test），檢驗結(jié)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(shè)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(shù)購買的均值水平（11.42）下計算的。

根據(jù)表2的檢驗結(jié)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(shù)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(rèn)為技術(shù)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(rèn)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(jié)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(shù)改造及技術(shù)購買與企業(yè)產(chǎn)出之間的關(guān)系，結(jié)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(jìn)企業(yè)產(chǎn)出增長，而技術(shù)改造和國內(nèi)技術(shù)購買的產(chǎn)出效應(yīng)不顯著，國外技術(shù)購買不僅不能促進(jìn)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(fù)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。

參考文獻(xiàn)

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[2]李小平，2007，“自主R&D、技術(shù)引進(jìn)和生產(chǎn)率增長——對中國分行業(yè)大中型工業(yè)企業(yè)的實證研究”，數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，第7期。

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[6]Haddad， M. and A. Harrison， 1993， “Are There Spillovers from DirectForeign Investment? Evidence from Panel Data for Morocco”， Journal of Development Economics， 42(1) ，51～74..

[7]Jefferson， G.， and A. Hu， 2004， “Returns to Researchand Development in Chinese Industry: Evidence from State-owned Enterprises inBeijing”， ChinaEconomic Review，15(4)， 86—107.

工業(yè)分析與檢驗論文范文第3篇

論文關(guān)鍵詞：貿(mào)易結(jié)構(gòu)，實際有效匯率，協(xié)整檢驗

 

一、引言

2010年福建省進(jìn)出口貿(mào)易額達(dá)到1087.8億美元，年均增長21.13％，總體規(guī)模比1985年擴(kuò)大了121倍。其中出口額達(dá)到714.93億美元，年均增長21.43％，擴(kuò)大128倍；進(jìn)口額372.87億美元，年均增長20.62％，擴(kuò)大109倍；增速均高于全國平均水平。進(jìn)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(jìn)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(jìn)出口貿(mào)易是福建省經(jīng)濟(jì)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(guān)于完善人民幣匯率形成機(jī)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(jìn)口的成本協(xié)整檢驗，強(qiáng)勢的人民幣增強(qiáng)了我國企業(yè)應(yīng)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(qiáng)的國際購買力如果利用得當(dāng),也許能夠成為我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)升級的動力。在這種形勢下，福建省出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)與人民幣匯率變動的關(guān)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(jié)構(gòu)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(yuǎn)發(fā)展的需要出發(fā)，都是值得分析和研究的。

二、相關(guān)文獻(xiàn)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(jìn)行國際經(jīng)濟(jì)活動時最重要的綜

合性價格指標(biāo)。在經(jīng)濟(jì)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(nèi)經(jīng)濟(jì)活動的波動都具有深刻的影響，它將各國之間的經(jīng)濟(jì)往來相互聯(lián)系起來，使得世界經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展順利進(jìn)行論文服務(wù)。目前國際上檢驗一國和地區(qū)的匯率波動與進(jìn)出口之間的關(guān)系比較常見的研究方法是運(yùn)用“彈性分析法”——馬歇爾一勒納條件是否成立，即進(jìn)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(xué)者以此條件為基礎(chǔ)，進(jìn)行研究。

開放經(jīng)濟(jì)條件下，一國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)取決于經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部各種貿(mào)易產(chǎn)業(yè)或貿(mào)易產(chǎn)品的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)調(diào)整的根本力量，如果匯率變動對經(jīng)濟(jì)體內(nèi)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(jié)構(gòu)的變動。目前國內(nèi)學(xué)者對人民幣匯率與進(jìn)出口貿(mào)易關(guān)系影響的研究存在著三種觀點：第一，兩者之間存在正相關(guān)關(guān)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(guān)。沈丹紅、壽志敏(2007) [2]認(rèn)為人民幣升值將激勵出口企業(yè)更多地依靠技術(shù)進(jìn)步和提高附加價值，一些只靠低成本競爭，技術(shù)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(yuǎn)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(zhuǎn)向高質(zhì)量和高效益的集約型，這會帶來出口結(jié)構(gòu)的改善。第二，兩者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。馬丹、許少強(qiáng)(2005) [3]認(rèn)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(jié)構(gòu)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(yīng)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(fù)向關(guān)系。第三，一些學(xué)者認(rèn)為人民幣匯率變動對我國貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響并不顯著。歐元明、王少平（2005）[5]運(yùn)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(jì)學(xué)分析方法,對中國內(nèi)資企業(yè)出口與匯率的關(guān)系進(jìn)行實證分析,得出的主要結(jié)論是:實際有效匯率與中國企業(yè)內(nèi)資出口間沒有因果關(guān)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(nèi)資出口的變動,說明人民幣匯率的變化對內(nèi)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(guān)鍵理論進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，運(yùn)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(jìn)出口貿(mào)易的影響進(jìn)行實證研究，結(jié)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(guān)系。

以往學(xué)者的研究結(jié)果存在較大分歧，且大多集中于匯率和貿(mào)易流量的關(guān)系，匯率變動對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響只是作為附帶結(jié)論，缺乏對這個問題深入的實證分析。本文從出口商品結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，采用協(xié)整分析等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法深入考察人民幣匯率變動對我省貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響，進(jìn)而得出一些有益的結(jié)論，具有較強(qiáng)的現(xiàn)實意義。

三、 實證分析

（一）模型的設(shè)立

根據(jù)一般經(jīng)濟(jì)理論，影響一國進(jìn)出口貿(mào)易最主要因素是進(jìn)出口商品的相對價格，而影響進(jìn)出口商品相對價格的關(guān)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(rèn)為FDI對于我國初級產(chǎn)品的促進(jìn)作用并不明顯，而FDI對于制成品的出口具有明顯的促進(jìn)作用，并且這個效應(yīng)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(jié)構(gòu)，匯率和FDI，為避免經(jīng)濟(jì)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(jié)構(gòu)，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(jī)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(jié)構(gòu)，即出口貿(mào)易的商品結(jié)構(gòu)論文服務(wù)。按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類和附加值的高低，出口商品的構(gòu)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(qiáng)，較高水平的集約型外貿(mào)增長方式和國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)。

根據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類》劃分，貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(guān)原料(SITC3)，動植物油脂及油脂(SITC4)，化學(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品(SITC5)，輕紡產(chǎn)品、橡膠制品、礦冶產(chǎn)品及其制品(SITC6)，機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)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(xué)品及有關(guān)產(chǎn)品，以及第7類機(jī)械和運(yùn)輸設(shè)備中的絕大部分門類歸入資本與技術(shù)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(shù)密集型產(chǎn)品。

3.按匯率是否經(jīng)過價格調(diào)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)（lnY）為時間序列，為了對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)實證分析，首先需要對這些變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，否則可能導(dǎo)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(jìn)行檢驗，利用Eviews5.0得到ADF單位根檢驗結(jié)果如下：

表1ADF檢驗結(jié)果

 

變量

檢驗?zāi)Ｐ皖愋?/p>

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

工業(yè)分析與檢驗論文范文第4篇

關(guān)鍵詞：FDI 協(xié)整分析；Granger非因果檢驗

1.老撾對外貿(mào)易和外商投資現(xiàn)狀

1.1 對外貿(mào)易現(xiàn)狀

據(jù)老撾工貿(mào)部統(tǒng)計，2012年，老撾對外貿(mào)易總金額達(dá)42.63億美元，同比下降0.9%。其中，出口16.96億美元，下降16.3%；進(jìn)口25.67億美元，增長7.8%。縱觀全年，老撾對外貿(mào)易主要呈現(xiàn)以下幾方面情況：

（一）進(jìn)出口總額與上年基本持平。近年來，老撾對外貿(mào)易總體保持增長態(tài)勢，2012財年老撾對外貿(mào)易同比基本持平，略有下降。

（二）貿(mào)易逆差大幅度增加。2012財年，老撾對外貿(mào)易逆差8.71億美元，貿(mào)易逆差大幅增加，主要原因是國內(nèi)消費(fèi)、項目帶動的車輛、工業(yè)用商品及糧食等進(jìn)口增加。

（三）主要出口商品。礦產(chǎn)品出口8.13億美元，電力出口2.54億美元，農(nóng)產(chǎn)品出口1.77億美元，礦石出口1.69億美元，工業(yè)產(chǎn)品出口1.61億美元等。

（四）主要進(jìn)口商品。各類車輛（包括飛機(jī)、摩托車）及零配件進(jìn)口5.54億美元，燃油燃?xì)膺M(jìn)口4.70億美元，建材進(jìn)口3.91億美元，工業(yè)用品進(jìn)口3.61億美元，電器進(jìn)口1.92億美元，糧食進(jìn)口1.41億美元，電子器材進(jìn)口1.20億美元等。

1.2 外商投資現(xiàn)狀

2013年老撾加入世界貿(mào)易組織成功，為了2015年準(zhǔn)備加入東盟經(jīng)濟(jì)共同體 （ASEAN Economic Community）老撾改變了很多貿(mào)易和投資的規(guī)則，改善該國的基礎(chǔ)設(shè)施尤其是交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)展，因為老撾經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展壯大和預(yù)計在2013年至2014年的增長速度是8%。1989年至2012年根據(jù)規(guī)劃和投資部提供的數(shù)據(jù)，外商直接投資（FDI）最大的國家是越南，有429項目，價值49，13億美元，第二是泰國有742項目，價值40，82億美元。

2.老撾的國際貿(mào)易與國際投資的實證檢驗

本文主要利用協(xié)整分析和Granger非因果檢驗方法來探討老撾國際貿(mào)易與國際投資的相互關(guān)系。所謂“協(xié)整關(guān)系”，指若兩個或兩個以上變量的值呈現(xiàn)非平穩(wěn)，但他們的某種線性組合卻呈現(xiàn)的平穩(wěn)性。同時，本文進(jìn)一步用Granger非因果檢驗方法來檢測各相關(guān)變量之間在數(shù)據(jù)方面的波動性，從實證角度來論證老撾國際進(jìn)出口沒貿(mào)易與投資之間的相互關(guān)系，從而得出論文國際貿(mào)易與國際投資的相互關(guān)系。在實證分析中，本文選取外商直接投資流量（y）、老撾年進(jìn)口額（x1）、老撾年出口額（x2）以及凈進(jìn)口額（x3）進(jìn)行分析。

2.1數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)為2001——2010年的時間序列，來源于老撾工貿(mào)部和國家數(shù)據(jù)統(tǒng)計局，所設(shè)計模型的樣本容量為10個。

2.2實證分析

工業(yè)分析與檢驗論文范文第5篇

論文關(guān)鍵詞：鍋爐，水垢，成因，措施

 

一、概述案例

我市某輪胎廠一臺DZL4-1.25-AII的蒸汽鍋爐，內(nèi)部檢驗時發(fā)現(xiàn)結(jié)水垢約3-5mm，水管局部過熱蠕變，發(fā)生泄露事故。由于清洗、維修工作，致使大批訂單延誤，經(jīng)濟(jì)損失十余萬元；某工貿(mào)公司額定蒸發(fā)量為2t/h的蒸汽鍋爐，無水處理操作人員且自動軟水器損壞后，管理人員麻痹大意，維修不及時造成水冷壁管鼓包。鍋爐運(yùn)行中形成水垢，單除垢和維修費(fèi)用就2.5萬元；某個食品加工廠在用的LHC1-0.69-AII鍋爐，在未申請檢驗的情況下一直使用生水，造成了爆管事故，見下圖一。

腐蝕并堵滿水垢的水汽管（圖一）

二、水垢引起的危害及成因

綜上幾個案例，我們不難看出水垢是造成事故的直接原因。據(jù)有關(guān)資料表明，每年的事故統(tǒng)計中， 因水質(zhì)不合格，水處理不當(dāng)結(jié)生水垢引起的事故超過事故數(shù)的20%，在造成事故和耽誤生產(chǎn)的同時，浪費(fèi)燃料上千萬噸。

我們知道鋼板的導(dǎo)熱系數(shù)為48w/m?℃鍋爐，而水垢的導(dǎo)熱系數(shù)比鋼板小數(shù)十倍到數(shù)百倍，這樣不僅出現(xiàn)爆管事故，而且浪費(fèi)燃料，降低鍋爐熱效率，也大大危及到鍋爐的安全經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，因此水垢可謂“百害之源”。就三年來我市檢驗情況統(tǒng)計可知，40%以上鍋爐使用單位用水水質(zhì)難以滿足GB1576-2008的要求。殊不知，這些單位業(yè)主的盲目性和疏忽性卻導(dǎo)致了燃料的大量浪費(fèi)。當(dāng)水垢約1mm時，就多消耗5%的燃料;當(dāng)水垢約4mm時，就多耗12%；7mm時增加到30%；按照我市300臺工業(yè)鍋爐計算，每年因水垢問題所浪費(fèi)的燃煤約800多噸，按900元/噸計算，就浪費(fèi)了72萬余元。

對于水垢的成因，有以下幾點分析：

首先，我市近年來降雨量減少，對于可溶性礦物鹽類隨著蒸發(fā)量增加而增加，地下水的硬度也隨之增大。長期使用超標(biāo)的給水是結(jié)生水垢的根本原因，另外與鍋爐結(jié)構(gòu)、設(shè)計、安裝等因素也有直接關(guān)系。水垢的形成是一個復(fù)雜的物理化學(xué)變化過程，水中含有較高含量的Ca2+、Mg2+、SiO2和其它重金屬離子，對鍋爐危害較大的陰離子主要是HCO3-和SO42-。HCO3-進(jìn)入鍋爐后，吸收高溫?zé)煔鈧鲗?dǎo)的熱量便會發(fā)生分解和水解反應(yīng)：

2HCO3--->CO32- + CO2↑+H2OCO32- +H2O-->2OH-+ CO2↑

Ca2++CO32-=CaCO3↓ Mg2++SO42-= MgSO4↓ Mg2++2OH-= Mg (OH)2↓

當(dāng)爐水不斷蒸發(fā)濃縮到一定程度，難溶物便會生成固體沉淀物附著在受熱較高的金屬內(nèi)壁上，這些固體沉淀物便是水垢。然而如果是鍋內(nèi)水處理時，水垢多又粘再加上司爐工排污不及時一些污泥、藻類及灰塵之混合物也很容易轉(zhuǎn)化為泥渣。

其次，現(xiàn)在約有80%以上的使用單位用的是鍋外自動鈉離子交換器。對于鈉離子交換器主要依靠交換樹脂進(jìn)行軟化，它包括軟化過程和再生過程論文格式模板。如果鈉離子交換樹脂已經(jīng)失效，那么為了恢復(fù)其再交換能力，就需要對此樹脂進(jìn)行再生。部分業(yè)主認(rèn)為自動交換器就可以完全產(chǎn)出合格的軟化水，不需配備水處理操作和化驗人員。樹脂失效后不能及時發(fā)現(xiàn)和再生，更有甚者連再生劑也不購買添加，任其運(yùn)行。還有部分企業(yè)的水處理設(shè)備在運(yùn)行正常中，交換器出水水質(zhì)合格，但到達(dá)軟水池后，由于水池內(nèi)壁處理不好造成反滲，密封性不好造成水質(zhì)污染，所以進(jìn)入鍋爐內(nèi)的水質(zhì)也不合格。例如一些水泥制品廠，外加劑廠，建筑材料廠等這些單位就存在這些問題。

最后，管理制度極不健全。管理人員責(zé)任心不強(qiáng)鍋爐，操作人員水平低、意識淡薄，設(shè)備損壞后不能及時報告修復(fù)。

二、預(yù)防措施

要保證鍋爐不結(jié)垢或薄垢運(yùn)行，針對以上分析，對水垢的預(yù)防我們可采用以下對策：

一、學(xué)習(xí)有關(guān)的法規(guī)標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)化責(zé)任意識。使用單位要切實認(rèn)識到水處理工作的必要性。如果有水處理設(shè)備而不用或者利用不當(dāng)，就等于沒有進(jìn)行水處理。所以，這就需要各使用單位樹立起防患于未然的思想，

二、強(qiáng)化企業(yè)內(nèi)部的管理，建立健全各項規(guī)章制度。按規(guī)定配備水處理操作人員和化驗人員并持證上崗，按照GB1576-2008水質(zhì)標(biāo)準(zhǔn)執(zhí)行，加強(qiáng)水質(zhì)監(jiān)測力度，并及時指導(dǎo)司爐人員的排污作業(yè)，及時除去泥渣。

三、定期對水處理設(shè)備進(jìn)行維護(hù)保養(yǎng)，及時檢修。做好“三要一必須”；操作壓力要控制好，工業(yè)鹽要調(diào)配好，多路閥要定期檢查，軟化樹脂必須定時清洗。

加強(qiáng)鍋爐水處理工作，不僅節(jié)省了人力、物力、財力等成本費(fèi)用，而且又對鍋爐的安全經(jīng)濟(jì)運(yùn)行起到了保障作用。因此，本文對水垢作簡要介紹，這幾個案例作為警示，以引起使用單位的重視。

參考文獻(xiàn)：

[1]張輝工業(yè)鍋爐水處理技術(shù)2004

[2]王立明鍋爐水質(zhì)與運(yùn)行安全2001(1)

[3]李兵淺談鍋爐的水處理2005(2)