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1、前言

总承包模式因能提供社会化、专业化和商品化的服务，比传统模式具有更多优势，既合理利用了社会资源又引入了市场竞争机制，又保证了建设项目的顺利实施和建设目标的实现。因此，这一模式在得到了广泛采用。而总承包项目合同是建设工程活动中各方权利和义务的凭证，所以合同的管理一定程度上关系到总承包施工企业的利益。然而，目前我国建设市场还有待完善，建设工程总承包项目合同管理存在着不少问题，因此，加强和提高总承包项目合同管理是十分有必要的。

2、总承包合同与合同管理体系

2.1 总承包施工合同的主要构成

总承包合同主要由承包范围、工期、质量、安全文明、工程经济及争议及诉讼等几大要素组成，各大要素又由若干小要素构成，具体见图1。

2.2 施工总承包合同管理体系

施工总承包合同管理需要整个项目团体的无缝隙协作，项目部各职能部门形成以合同履约为中心的管理体系，各部门职能人员应对涉及合同管理的相关法律、法规，如《中华人民共共和国建筑法》、《中华人民共和国合同法》、《中华人民共和国招投标法》等进行学习，深入了解与熟悉合同内容。各职能部门紧密合作，相互之间及时沟通反馈，从而形成一个良性循环的合同管理体系，如图2所示。

3、总承包项目合同管理存在的问题

3.1 承包范围约定的问题

通常，对总承包商承包范围的描述为：“依据招标文件、施工图纸与工程规范所示，总承包范围包括但不限于以下内容：红线范围内房屋、室外总体等的建筑安装及各类附属工程，界面划分详见招标文件。”

本文认为，上述描述比较空泛，因为在实际操作过程中，由于外力作用，如业主指定专业承包商的参与，致使总承包商施工范围与专业承包商施工范围产生部分重叠，那么这部分工作由哪一方实施就难以界定，因为在实际施工中，业主在协调时往往较强势的偏向于专业承包商。

3.2 工期及分包管理等问题

（1）关于工期期限约定的问题

施工总承包工程的工期指从业主批准开工日期起至工程竣工验收完成日期止。我国目前实行的是项目竣工备案验收制，总承包工程完成竣工验收至项目完成备案验收之间的时间少则一个月，多则三个月，这个时间差在合同中并没有明确约定是否纳入总承包商工期内。

项目竣工备案验收工作的实施主体是业主，总承包商仅仅是配合业主完成项目竣工备案验收（如及时提供应由总承包商完成并提交的相应资料等），若这个时间差在合同中不能够明确责任归属，最终被业主纳入总承包商工期延期而进行处罚，或以此来平衡总承包商提出的他项索赔，那么对总承包商来讲将是极为不利的。因此，总承包商需要在合同签约过程中与业主进行沟通协商并在合同中明确工期期限。

（2）工程中使用新技术、新工艺产生的问题

在目前的项目施工中，因采用新技术、新工艺以及总承包商项目管理能力的不断提升，工期往往可以提前。但现实情况却是业主并不一定需要总承包商提前竣工（业主在后续施工过程中提出的除外），而且采用新工艺往往带来成本增加，可能引发索赔甚至产生纠纷。

（3）专业分包商的约束问题

我国的施工总承包制度规定，除了设备供应之外的所有图纸所示内容均应由总承包商承担施工。但在实际操作过程中，业主或多或少会参与一些专业分包商的选择或指定某些专业分包商，造成总承包商整体施工计划在实施过程中产生一些偏差。如业主决定对某专业工程进行指定分包，但在具体实施时，由于招标工作的延误而使专业分包商的实际进场施工时间超出总承包商整体施工计划拟定的进场施工时间，使计划衔接不畅。而专业承包商与总承包商的体制不尽不同，往往也会给总承包商的管理带来一定的难度，增加一些不可预见的风险。

而且，虽然专业分包工程合同的主体关系是总承包商和专业分包商，专业分包商的工程款支付流程是：业主总承包商专业分包商，但现实情况并非如此。某些专业分包商的工程款支付并不能由总承包商来实行，而是由业主直接支付，使总承包商对分包商的管理强制性不足。

3.3 工程经济

（1）工程造价与结算

合同中约定的工程造价仅作为项目成本控制及支付工程款的一个指标，最终的工程造价应由具备审价资格的专业咨询公司，根据总承包商提交的经业主确认的竣工结算资料进行的综合性审计结果为准。

通常，施工合同中并不会明确规定工程竣工结算工作的具体完成时间，但合同中常会体现以下条款约定：工程竣工验收后付至合同总价的70%（一般项目在工程竣工后的付款比例不会高于合同总价的80%，且项目施工过程中发生的设计变更、经济签证及材料单价调整等产生的费用亦不会计入），工程审价后完成工程结算造价的95%。如若没有一个完成竣工结算的时间限制，那么这25%～15%的费用就需要总承包商长期垫付，这对总承包商来讲是不利的。

（2）变更与签证

通常，施工总承包合同中，对于变更、签证、暂定项目的费用计算均会体现以下约定：招标文件中工程量清单内有相同报价的按合同工程量清单报价执行；招标文件中工程量清单内有相似报价的参照合同工程量清单报价执行；招标文件中工程量清单内没有相同或相似报价的另行计价。

由于工程施工生产是一个动态的并持续较长时期的过程，在生产活动中各类要素均在不断变化，如：人工费用的增长、材料价格的变化等。如果单一的执行合同约定，则对总承包商来讲并不是完全公正公平的，此类情况若集中在生产活动末期则更为突出。

（3）工程款

工程款一般采取预付款支付、中期进度款支付和竣工结算支付的模式实施，其支付依据均为工程量清单计价约定的合同总价。

常规情况下，设计变更、经济签证及材料单价调整等产生的费用比例约为合同造价的5%～10%左右，甚至达到15%左右。

4、解决措施

4.1 对承包范围约定的建议

为避免施工时对承包范围界定不清，总承包商可以采取以下方式进行自我保护：

（1）在招标阶段，指出招标文件中描述不清、概念模糊的部分，并要求招标单位书面回复确认；

（2）在合同签约过程中，对可能出现争议的部分与业主协商并予以明确，具体可体现在各分部工程中；

（3）在实施过程中，当发生实际情况与招标文件不一致或出现争议但合同未有明确约定时，应寻求合同中对总承包商有利的论据，据理力争，维护自己的权益。

4.2 工期、质量及安全文明问题的建议

（1）对工期延迟的处理

当发生工期滞后时，应及时分析原因并明确责任归属，若非总承包商原因而产生的工期延误，总承包商应及时将该等事件书面报告递交业主，并在规定时间内办理相关的工期顺延手续。

（2）工程中使用新技术、新工艺的建议

在合同签约或实施期间，总承包商提出拟在项目实施过程中采用的新技术、新工艺，与业主商榷确认后在合同中约定发生该等事件的奖惩措施。

（3）对专业分包商的合同约束

总承包商在与业主进行合同签约时或业主进行专业分包工程招标时，应请业主在合同中或专业分包招标文件中明确以下对专业分包商的约束条款，使总承包商的利益得到保障。

1）分包商将按总承包合同约定完成分包工程，并在各方面满足总承包商和业主代表的合理要求，且遵守总承包商所有合理的指示和要求；

2）分包商服从、履行和遵守总承包商在总承包合同内所必须服从、履行和遵守的一切合同条款，只要此等条款是与分包工程或其他部分有关和适用的；

3）对于总承包商在总承包合同中为保障业主免于承担而应负的责任，分包商亦同样负责保障总承包商免于承担该等责任；

4）分包商保障总承包商免于承担分包商及其雇员或人的任何疏忽、遗漏或失职而引起的索赔要求，并赔偿总承包商因分包商或上述人士误用任何脚手架、设备或其他施工机械所造成的损失。分包商为上述索赔要求购买保险，并在业主代表或总承包商要求时出示保险单和保险费收据；

5）分包商在指定期限内或分段期限内完成合同工作；分包商如不能在指定期限内或经业主代表书面同意而由总承包商给予的延长期限内完成分包工程（如果分包合同是分段竣工时）或其中的分段工程，而业主代表书面向总承包商证明上述工程理应如期竣工，则分包商支付给总承包商一笔赔偿金额。该等金额按总承包商因分包商未能如前述完成工作对总承包商造成的任何损失或损害的金额；

6）在总承包合同下总承包商的雇佣终止时，分包商分包合同下的指定分包商的雇佣亦随即终止。

7）若专业分包商的工程款由业主直接支付，则总承包商在专业分包商提起工程款支付申请时，对专业分包商的工期、质量、安全文明等进行综合评价并签署工程款支付意见，业主应根据总承包商的签署意见来支付，以加强总承包商对专业分包商的管理控制力度。

4.3 工程经济问题的解决措施

（1）工程造价与结算

在合同签约过程中，总承包商应提出规避此类风险的对应措施，以避免工程造价与结算中出现问题。可在合同中约定竣工结算工作完成的一个区域时间，譬如：在总承包商提交给业主完整有效的工程结算资料起6个月内完成工程结算工作，最长不超过12个月（具体的区域时间由双方协商确定）。

此外，竣工结算资料必须在合同规定的时间内提交送达给业主，同时结算资料必须保证其完整性、有效性和合法性，避免业主藉此拖延结算时间，总承包商对此要引起重视。

（2）工程变更

在合同签约时，总承包商应提出合情合理的建议或措施与业主进行商榷，譬如当变更或签证发生的时间与工程投标时间有较长时间差距，且市场变化幅度较大时，应允许发生的变更或签证按照该等事件发生所在时间内的市场价格来计算。

（3）工程款

在合同签约时，总承包商应提出建议或措施与业主进行商榷：

1）中期进度款支付应将设计变更、经济签证及材料单价调整产生的费用计入付款总价，即中期付款=（中期合同工程量清单完成价+设计变更+经济签证+材料单价调整）*支付比例；

2）在竣工结算审计未完成的情况下，其竣工付款参照中期进度款支付方式执行；

3）在竣工结算审计周期较长的情况下，应约定在一段时间内提高工程款支付比例。

5、结束语

总而言之，建设工程总承包项目管理中最重要的部分就是合同管理，合同管理必须融入整个工程项目管理中，必须对整个项目的全过程和各个环节，实施有效的合同管理。针对当前存在的一些不足，总承包施工企业应高度重视，认真分析原因所在，进而采取最有效的合同管理策略，这样才能取得更大的效益。

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中图分类号：TU723文献标识码： A

一、EPC合同的总分包合同的签订阶段

（一）正确理解总承包施工合同的组成内容

行业内不少人一直存在一种错误的认识，认为施工合同就是一份标准文本，包括协议书、通用条款、专用条款、质量保修书。其实根据合同约定，中标通知书、招标文件、投标文件、技术标准、规范、图纸、工程报价单、往来函件、补充协议、会议纪要都是合同的组成文件，都是合同不可分割的一部分。

重要合同条款的修改必须由公司总部决定，项目经理部无权签订作为具体执行施工合同的项目经理部，未经公司总部同意，是无权和发包人签订任何合同及补充协议的。如果在施工过程中现场项目经理部需要就工期、质量标准、付款方式、违约条款等重要条款与发包人达成补充协议、会议纪要或者应发包人要求出具书面承诺函，应严格按照公司内部的合同评审程序进行合同审核，及时将有关函件在签字盖章前送交公司总部各部门进行审查，并报公司分管领导同意后方可签字盖章，从而最大限度规避公司经营风险。

（二）对于合同文件的优先解释顺序应将专用条款放在投标文件前面

1999版建设工程施工合同的通用条款关于合同文件解释顺序的约定对总包方是非常不利的，该施工合同文本的通用条款明确约定投标书的解释顺序优先于专用条款，一般而言，总包方为了能够承接到工程，往往在投标文件中做出各种承诺，这些承诺对发包人有利但是对总包方不利，如果将专用条款的解释顺序放在投标文件的后边，则总包方再对专用条款进行协商的意义就不大了。但是该合同文本同时给了总包方一个补救机会，那就是该合同文本在专用条款中允许对上述合同文件解释顺序进行修改，这就意味着总包方可以在专用条款中对于合同文件组成及解释顺序进行重新约定，换言之，承发包双方完全可以约定专用条款优先于投标书，以此修正在投标文件中所做的一些承诺。

（三）签订施工合同时应尽量加入相应的条款

签订施工合同时应尽量加入“发包人收到承包人提交的竣工结算报告逾期不予审定，视同认可”这一条款，或者直接写明适用《建设工程价款结算暂行办法》。现实中，发包人收到总包方提交的竣工结算报告长期不予审定的情况经常发生，对此总包方往往忍气吞声。那么有没有解决方案呢？最高人民法院于2005年1月1日开始实施的关于审理建设工程合同纠纷司法解释第20条规定，如果总包方向发包人提交了竣工结算报告，发包人收到后没有在合同约定的期限内（一般为28天）及时回复，则视同发包人已经认可了该结算金额，这对总包方而言无疑是重大利好。但需要注意的是，该条司法解释适用的前提是双方对于“逾期不予审定视同认可”有约定才行。那么如何才能落实该规定呢？方法有两种：

第一种是直接在专用条款的结算条款中加入一句话：“发包人收到承包人提交的竣工结算报告逾期不予审定，视同认可。”这样约定无疑最方便，但是发包人可能不会同意加入该条款。

第二种方法是总包方在专用条款第3.2条适用的法律法规中将《建设工程价款结算暂行办法》的名称写进去，使之适用于承发包双方当事人，一旦发包人未能及时审定竣工结算报告，确定工程造价的主动权就可以掌握在总包方手中。

（四）必须在合同中明确约定工程质量保修金的返还时间

很多总包方经常忽视工程质量保修金的返还时间，不少施工合同中对于工程质量保修金的返还都是这样约定的：“发包人扣除工程结算价款的5％作为工程质量保修金，质保期满后无息返还给承包人”，如此约定对总包方非常不利，因为现在的工程保修适用的是国务院颁布的行政法规《建设工程质量管理办法》，其中规定地基基础工程和主体结构工程的保修期是建设工程的合理使用寿命，合理使用寿命一般都是好几十年，如果在合同中约定质保期满后再返还质保金，那么总包方岂不是要等几十年后才能拿到质保金？如何才能规避这一约定不明的风险呢？可以在施工合同专用条款中明确约定工程质保金的返还时间，即“自工程保修期开始起算满一年后七日内返还质保金的50％，工程保修期开始起算满两年后七日内返还质保金的30％，工程保修期开始起算满五年（五年保修期一般指的是屋面、墙面漏水）后七日内返还质保金的20％”，笔者相信，随着建设部逐步推行工程质量商业保险制度，发包人扣除质保金的不合理约定迟早会被取消。

（五）黑白合同的认定问题

针对该问题，最高法院审理建设工程合同纠纷司法解释第21条明确规定“当事人就同一建设工程另行订立的建设工程施工合同与经过备案的中标合同实质性内容不一致的，应当以备案的中标合同作为结算工程价款的依据”，换言之，一旦双方发生纠纷，只能以中标备案的合同作为结算工程价款的依据，而中标备案的合同往往对总包方有利而对发包人不利，因此，这无疑是一条对总包方的重大利好，在浙江、北京，已经有法院按照此条规定进行判决，但是发包人对该条款非常不满。为了保险起见，无论是阴合同，还是阳合同，作为总包方都应该不折不扣地履行，至于发生纠纷后应适用哪份合同最终应由司法机关认定。

二、EPC合同的总分包合同的履行阶段

（一）加强工程签证工作

总包方在施工合同履行过程中，应严格按照合同约定加强工程签证工作，所有发给发包人的函件均必须由发包人或监理单位书面签收，并且最好是在原件上签收，以此作为日后提出索赔及结算的依据。发包人或监理单位签收时最好能盖章，如果没有盖章，对方签字的人最好是现场代表或者经对方书面授权的人，如果这两者都不是，那么在平时总包方和发包人及监理单位签订的会议纪要中一般都会写参加人员的名字，如果这个签字的人的名字确实在会议纪要里出现过，那这个签字就是有效的，否则一旦发生纠纷，这个签字的有效性就要大打折扣。以上的签收原件应由项目经理部指定专人妥善加以保管，并按照公司规定在工程完工后及时将该工程的全套资料移交公司档案室存档。

（二）凡是发生工程设计变更，均必须由发包人书面告知总包方

总包方无权擅自对原工程设计方案进行变更，如果总包方擅自进行变更，则发包人有权对设计变更调整的工作量不予认可并追究总包方的违约责任。这里要注意，设计变更通知单一定要是原件，如果发包人或监理单位提供的是复印件，总包方可以要求发包人或监理单位在复印件上盖章确认，如果对方拒绝盖章，那么总包方工作人员最好拒绝实施，直到收到原件。最高人民法院司法解释也明确规定，打官司的时候只有复印件而对方又不承认的，对于复印件的效力一般不予认定。

（三）发生工期顺延情形必须由总包方向发包人书面提出具体要求顺延的天数

在施工过程中工期延长现象非常普遍，但这些事件的发生并不必然导致工期顺延，总包方必须按照合同约定与发包人履行相关手续，工期才能顺延，即总包方应在上述情况发生后14天内，就延误的工期以书面形式向工程师提出报告，工程师须在收到报告后14天内予以确认，逾期即不确认又不提出修改意见，视为同意顺延工期。如果总包方仅仅是在函件中指出上述事实并提出顺延工期，但并未明确提出顺延的天数，则工期仍无法顺延。此外，即便承发包双方已经办理了工程结算手续，也并不影响发包人日后追究总包方逾期竣工的违约责任。对此，总包方可以在和发包人办理结算或对账手续时加一句话：“除上述事项外，双方就该工程已无其他任何争议事项未决”，这样就意味着发包人已经放弃了追究总包方逾期竣工违约责任的权利。

三、结算审核主要问题

（一）签证单

联系单盲目签证，事后补签，签证表述不清、准确度不够及时间性不强。目前，我国采取的是计量 （监理）与评价 （决算）分离的工程监管模式。做决算审核工作的工程师施工时一般不到现场，决算审核时工程量的计算依据主要是施工图和监理签证。这就为施工环节 （尤其是隐蔽工程）偷工减料提供了可能。现场监理人员对造价管理和有关规定掌握不够，对不应该签证的项目盲目签证。有的签证由施工单位填写，不认真核实就签字盖章；施工单位在签证中巧立名目、弄虚作假、以少报多，遇到问题不及时办理签证，决算时搞突击，互相扯皮推卸责任；有的施工单位为了中标，报价很低，为了保住自己的利润对包干工程偷工减料，对非包干工程进行大量的施工签证，施工现场的乱签证，扰乱了建筑市场正常秩序。

（二）工程量计算

工程量的计算是依据竣工图纸、设计变更联系单和国家统一规定的计算规则编制的，工程量计算误差主要包括在定额中子目录再次计算、计算单位不一致而造成工程量的小数点错位，利用专业间的交叉进行重复计算及计算错误。

结论

综上所述，总分包合同的结算工作相互关联，又细致繁琐，需要从合同的签署、履行和竣工结算审核的全过程去控制，是一项技术性、经济性和政策性较强的工作，除了要注意上述问题外，审核人员应不断提高专业理论水平和实际业务操作技能，及时了解地方及国家的有关工程造价方面的法规政策，不断总结结算审核工作的经验，提高执业水平，反向可以完善合同条款，提高结算的便捷性，也为投资者节约资金，为建设者争取合理的利益，促进建设行业的发展。

参考文献

[1]孟宪海，赵启.EPC模式下业主和承包商的风险分担与应对[J].国际经济合作. 2004(12)

[2]蔡春生.EPC合同风险审核的若干重点问题[J].国际经济合作. 2004(09)

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一、引言

一国出口在世界出口中所占的市场份额的变动源于多种相互关联的因素，大致可以分为如下几点：第一，国内外的宏观经济发展现状能够影响到一个国家出口商品的相对价格和成本的竞争力，进而影响到该国家的出口的市场份额；第二，长期的结构因素会影响到一个国家出口的总体竞争力和各个生产部门的专业化倾向；第三，地缘因素。本文分析了中国出口市场份额的变动趋势，为此本文采用了Nyssens所提出的CMS分析方法。中国名义出口的总效应被分解成市场份额效应和联合结构效应，其中联合结构效应又可以被分解为产品结构效应，地域结构效应和混合结构效应。

二、CMS分析：理论与数据

（一）模型构建与解释

CMS分析是一种将一个国家不同时期的出口份额变动的总效应加以分解的计算方法。该分析方法在分解并且量化一个国家的出口变动的影响因素上非常实用。CMS分析最重要的思想是，尽管影响出口份额的因素不断变动，但是一个国家的出口结构会影响到该国的出口竞争力。

本文所采用的CMSA方法将一个国家的出口总市场份额的变动按照如下方程进行分解：

（1）

其中（）表示在t时期被研究国家（世界）的出口额变动。（）表示在t-1时期被研究国

家（世界）出口到j市场的i产品在一国出口总额中所占比重。

在方程（1）中的第一项被称为结构效应。如果被研究国家的出口结构比世界结构更集中于高增长的产品或地域时，该部分为正。结构效应可以被分解为三部分，分别为产品效应，市场效应，混合结构效应。三者的表达式如下：

产品效应：

市场效应：

混合结构效应：

其中 （）表示在t-1时期i产品在被研究国家（世界）出口总额中所占比重。（）表示在t-1时期出口到j市场的产品在被研究国家（世界）出口总额中所占的比重。（）表示世界出口的i产品（出口到市

场j的产品）增长率。混合结构效应是残差项，并没有直接含义。由于产品结构效应和地域结构效应并不能完全分离，所以残差项表示对两者之间相互影响的协调。

（二）数据来源及说明

本文使用的数据大部分来自联合国商品贸易统计数据库，并主要采用SITC分类方法，时间跨度为1993-2010年。我们将研究期限划分为三个阶段，第一阶段为1993-1998年，第二阶段为1999-2004年，第三阶段为2005-2010年。

三、计算结果与分析

（一）1993-2010年间中国产品的出口表现

从1993年到2010年间中国出口额占全世界出口额的比重在逐年递增.出口增长率的变化趋势同世界平均水平的变化趋势逐渐趋于相同，但大多数年份高于世界平均增长水平。前者说明了中国产品在世界市场的地位越来越重要，后者说明了随经济全球化的不断发展，中国产品对世界市场的反应越来越敏感（见图1）。

（二）逐年分析的CMSA结果

从图2可以明显地看出：总效应主要来源于竞争效应，约占了87%，而结构效应对总效应的贡献则比较小.从中国出口的CMS分析结果概括可以得出如下结论：

1.总效应。总效应在前两个时期为正值，第三个时期为负。其中最高的是02年-07年；最低的是2008-2010年.

2.竞争效应。竞争效应起主导作用，对总效应的贡献高达87%。02-07年达到了最高，对总效应的贡献高达92%，最低值为2008-2010年，对总效应的贡献约为100%。

3.结构效应。结构效应三个时期的平均值远小于竞争效应，对总效应的贡献很小。进一步可以看出：对于结构效应贡献较大的是市场效应，三个时期全部为正值；产品效应作用全为负值；混合结构效应并无明确的经济含义。

图1 1993-2010 中国出口世界市场份额及其增长率趋势图

数据来源：联合国商品贸易统计数据库

图2 1993-2010 中国产品出口的CMS分析的总效应构成图

四、结论及建议

本文对中国出口进行CMS分析后所得的结果来看，各效应对于我国出口增长的作用相对较为平均，竞争效应是在带动中国出口增长的最大影响因素，其次是市场效应。竞争效应的主导表明，中国产品的市场份额的增加主要依赖于在各细分市场上的高增长率，也可以认为在这一时期中国产品总的来讲具有较强的国际竞争力。同时结构效应的影响程度十分弱，对总效应的贡献很小，这表明中国出口的结构总体来说还较为合理，但并无多大优势。

在1993-2010年间，中国出口增长率比世界水平高，并且中国的出口份额总体上处于增加状态。从2002年到2007年，由于加入WTO对于我国造成的积极影响，我国的出口增长率进一步提升并达到近十年来顶峰，即我国总的市场份额呈持续增加趋势，尤其在2005年到2010年间，出口份额增加迅速。直到2008年开始，受经融危机影响，增长率首次变为负值。

虽然中国的出口市场一直有着增长的态势，但如何保持并继续下去是值得研究的课题。从政策角度来看，要建立一些合理的机制以促进人力资本的投入，并进一步加大对外开放的程度，为中国产品的出口创造一个有利环境；中国应该积极参与到区域性经济组织的建设中来，签订相关的贸易协定，避免贸易壁垒对出口的影响。

参考文献：

[1]顾晓燕，聂影.基于CMS模型的中国木质林产品出口增长因素分析[J].世界林业研究，2010（2）：76-80.

[2]陆文聪，梅燕.中国—欧盟农产品贸易增长的成因：基于CMS模型的实证分析[J].农业经济问题，2007（12）：15-19.

[3]齐玮.基于CMS模型的中国纺织品服装出口分析[J].国际贸易问题，2009（12）：16-21.

篇（4）

一、 引言

近年来，碳强度波动引起社会各界的关注，关于碳强度的文章相继在各种学术期刊出现。主要内容可以分为两类，一是对碳强度因素分解方法的研究，主要有拉式因素分解法（Greening et la.，1997）、迪氏因素分解法（Ang et la.，1998；Ang et la.，1997；Lee et la.，2006）、完全因素分解模型（Sun，1998）；二是利用多种因素分解法对碳强度进行研究，如Wang（2005）、徐国泉、刘则渊、姜照华（2006）、宋德勇、卢忠宝（2009）、朱勤、彭希哲、陆志明、吴开亚（2009）等运用因素分解从产业结构、人口、经济等角度分析碳强度变化的影响，王铮、朱永彬（2008）、李国志、李宗植（2010）、仲云云、仲伟周（2012）运用不同的因素分解方法从区域的角度分析碳排放的驱动因素分析。现有研究对揭示我国碳排放的区域特点和制定区域减排政策具有积极的参考价值，但是依然存在一定的局限性：①现有区域碳强度分解模型大部分是运用拉式因素分解法和迪氏因素分解法，存在对残差项的忽视而造成的估计误差；②碳排放的核算精度有待提高，现有文献大部分是根据能源消费的三大结构（煤、石油、天然气）的消费量进行碳排放量的粗略估算；③现有研究中较少体现省级区域碳排放的时间和空间变动，绝大多数是对整个时间段进行因素分解，忽视了国家相关节能减排政策的出台对碳强度的影响。本文将在现有研究的基础上，主要在三个方面有所探索：①基于IPCC《2006年IPCC国家温室气体清单指南》的方法，将最终能源消费种类划分成9类，运用9类能源的标准量转换系数和碳排放系数对各地区碳排放量进行测算；②运用Sun（1998） 提出的完全分解模型，将碳强度的影响因素分解为强度效应和结构效应来进行剖析；③从省级区域，东部、中部和西部，经济发展水平高低三个层面和“十五”和“十一五”两个时间段进行因素分解，动态定量分析我国各类区域经济发展对碳强度变化的影响，为相关部门制定区域差异化碳减排政策提供参考依据，对于当前推进经济结构转变具有十分重要的指导作用，对促进经济长期平稳较快发展，具有重要的现实意义。

二、 碳强度分解模型及数据处理

本文运用Sun（1998） 提出的完全分解分析方法，将碳强度的影响因素分为强度效应和结构效应来进行剖析，强度效应是反映不同区域碳强度变化引起的全国碳强度变化量，而结构效应是反映不同区域经济发展比重变化引起的全国碳强度变化量。

设C为碳排放量（万吨碳），C=■Ct，G为地区国内生产总值（亿元），G=■Gt，由碳强度定义，碳强度c=■=■=■ctgt，即 （t=1，2，…，30）。其中ct为第t个地区的碳强度，gt为第t个地区的国内生产总值比重。设cn为第n 年的碳强度，c0为基期年份的碳强度，则从基期到n期的能源强度变化为：？驻c=cn-c0。而碳强度的变化是由于区域碳强度效应（cTeffect）和区域结构效应（cSeffect）引起的，因此碳强度完全分解后的强度效应cTeffect=■g0t？驻ct+■■？驻ct？驻gt，结构效应cSeffect=■c0t？驻gt+■■？驻gt？驻ct，？驻c=cTeffect+cSeffect，区域t的变化对碳强度总变化的贡献为：cst=g0t？驻ct+c0t？驻gt+？驻ct？驻gt。

由于统计年鉴上没有各个地区的碳排放量数据，因此在进行碳强度分解之前，需对各个地区的碳排放量进行测算。根据2007年IPCC第四次评估报告，温室气体增加的主要来源是化石燃料燃烧，因此本文利用各个省市历年终端能源消费数据进行碳排放量测算。计算方法基于IPCC《2006年IPCC国家温室气体清单指南》，第t个地区的碳排放量 计算方法为：

Ct=■Eit×？啄i×？浊i（i=1，2，…，9）

其中，Ct为第t个地区的碳排放总量；Eit为第t个地区第i种能源消费的实物统计量；？啄i为第i种能源的标准量转换系数；？浊i为第i种能源的碳排放系数。根据《中国能源统计年鉴》口径，将最终能源消费种类划分成9类，包括煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然气、电力。9类能源的标准量转换系数和碳排放系数如表1所示，标准量转换系数的计量单位天然气为万吨标准煤/亿立方米、电力为万吨标准煤/亿千瓦小时，其余能源的单位为万吨标准煤/万吨，碳排放系数单位为万吨碳/万吨标准煤。

为了了解各类区域经济发展对碳强度变化的影响，将分别从三个角度和两个时期进行研究。三个角度一是按省级区域，二是按东部、中部和西部，三是按经济发展水平高低；两个时期是“十五”和“十一五”。2001年～2010年各地区国内生产总值数据来源于《中国统计年鉴》，为便于各年数据之间的可比，各地区国内生产总值运用地区生产总值指数进行折算，统一折算为2001年不变价。2001年～2010年各地区9类能源消费的实物统计量来源于《中国能源统计年鉴》，因数据缺失，所以分析对象为全国30个省市。

三、 分省级区域对碳强度波动的影响分解

运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动在省级区域层面上进行分解，分解结果见表2。

“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.067 4吨碳/万元，对总效应的贡献度达到100.55%，结构效应为-0.005 5吨碳/万元，对总效应的贡献度为-0.55%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从分省级区域来看，除辽宁、黑龙江、上海、北京、安徽、吉林、贵州、天津、甘肃、新疆、湖北、重庆对碳强度下降起着正作用外，其余地区均对碳强度下降起着负作用。起正作用最大的5个省级区域分别是辽宁、黑龙江、上海、北京、安徽，其总效应占碳强度变化的比例分别为23.14%、14.92%、11.43%、10.17%、9.80%，起负作用最大的5个省级区域分别是山东、江苏、内蒙古、宁夏、河南，其总效应占碳强度变化的比例分别为-34.72%、-26.18%、-25.23%、-18.82%、-17.23%。

“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.256 6吨碳/万元，对总效应的贡献度达到101.83%，结构效应为0.004 6吨碳/万元，对总效应的贡献度为-1.83%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的是强度效应。从分省级区域来看，除海南、广西对碳强度下降起着负作用外，其余地区均对碳强度下降起着正作用。起正作用最大的10个省级区域分别是山西、山东、内蒙古、辽宁、江苏、广东、河北、河南、浙江、上海，其累计总效应占碳强度变化的比例高达70.63%，这10个地方对碳强度的下降起着主导作用。而海南、广西起的负作用相当微小，其总效应占碳强度变化的比例分别为-0.53%和-0.13%。

从两个时段总效应之差来看，除海南、北京、黑龙江、天津、新疆、安徽外，其他地区碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，下降幅度大的地区有山东、内蒙古、山西、江苏、河南、浙江、广东、河北、湖南、宁夏、云南等地，说明在“十一五”期间山东、内蒙古、山西等地减排力度大，效果显著。

综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分省级区域对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及不同地区在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对山西、山东、内蒙古等地的监控力度。

四、 分东、中、西部对碳强度波动的影响分解

运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动按照东、中、西部进行分解，分解结果见表3和表4。其中东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南，中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。

“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.074 1吨碳/万元，对总效应的贡献度达到110.57%，结构效应为-0.007 1吨碳/万元，对总效应的贡献度为-10.57%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从区域来看，东、中、西部都对碳强度下降起着负作用，其中西部起的作用最大，东部次之，中部最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为48.34%、45.44%、6.22%。

“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.258 7吨碳/万元，对总效应的贡献度达到102.68%，结构效应为0.006 7吨碳/万元，对总效应的贡献度为-2.68%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的依然是强度效应。从分区域来看，东、中、西部都对碳强度下降起着正作用，其中东部起的作用最大，中部次之，西部最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为48.23%、31.90%、19.87%。

从两个时段总效应之差来看，东、中、西部碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，东部地区下降幅度最大，中部、西部次之，说明在“十一五”期间东部地区减排力度大，效果显著。

综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分东、中、西部对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及东、中、西部在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对东部地区的监控力度。

五、 分不同经济发展水平组对碳强度波动的影响分解

运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动按照2010年人均国内生产总值高低，划分成经济发展水平高、中、低三组进行分解，分解结果见表5和表6。其中经济发展水平高组包括：北京、天津、内蒙古、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东，经济发展水平中组包括：河北、山西、吉林、黑龙江、湖北、湖南、重庆、陕西、宁夏、新疆，经济发展水平低组包括：安徽、江西、河南、广西、、海南、四川、贵州、云南、甘肃、青海。

“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.076 8吨碳/万元，对总效应的贡献度达到114.61%，结构效应为-0.009 8吨碳/万元，对总效应的贡献度为-14.61%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着负作用，其中经济发展水平高组起的作用最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为62.17%、21.91%、15.92%。

“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.253 7吨碳/万元，对总效应的贡献度达到100.71%，结构效应为0.001 8吨碳/万元，对总效应的贡献度为-0.71%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的依然是强度效应。从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着正作用，其中经济发展水平高组起的作用最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为51.00%、32.25%、16.75%。

从两个时段总效应之差来看，经济发展水平高、中、低三组碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，经济发展水平高组下降幅度最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，说明在“十一五”期间经济发展水平高组地区减排力度大，效果显著。

综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分经济发展水平高、中、低三组对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及经济发展水平高、中、低三组在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对经济发展水平高组地区的监控力度。

六、 结论与政策建议

通过对我国碳强度波动的分解，可以得出，“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，“十五”期间碳强度上升0.067 0吨碳/万元，“十一五”期间碳强度下降0.252 0吨碳/万元。“十五”期间，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，“十一五”期间，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但“十五”和“十一五”两个时期起主导作用的均为强度效应。

“十五”期间，从分省级区域来看，除辽宁、黑龙江、上海等地对碳强度下降起着正作用外，其余地区均对碳强度下降起着负作用，其中山东、江苏、内蒙古等地区所起的负作用较大；从东、中、西部来看，均对碳强度下降起着负作用，其中西部起的作用最大；从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着负作用，其中经济发展水平高组起的作用最大。

“十一五”期间，从分省级区域来看，除海南、广西对碳强度下降起着负作用外，其余地区均对碳强度下降起着正作用，其中山西、山东、内蒙古、辽宁、江苏等地区所起的正作用较大；从东、中、西部来看，均对碳强度下降起着正作用，其中东部起的作用最大；从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着正作用，其中经济发展水平高组起的作用最大。

综合考虑不同类别的区域在“十五”和“十一五”两个时期对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的程度，要促使碳强度下降，在省级区域层面，需要加大对山东、内蒙古等地的监控力度；从东、中、西部来看，需要继续加大对东部地区的监控；从经济发展水平不同组别来看，需要继续加大对经济发展水平高组地区的监控力度。

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篇（5）

［作者简介］　常丹静，新疆石河子大学，研究方向：产业结构与布局，新疆　石河子，832000；刘丽丽，滨州市妇幼保健站助理馆员，山东　滨州，256600

［中图分类号］ F127 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1007-7723（2012）04-0069-0006一、引　言

关于出口商品结构与经济增长的关系，Hongshik Lee（2003）等的研究表明，工业制成品占出口商品结构的比重对经济增长有较强的影响，初级产品出口在出口商品结构中的比重对经济增长的影响较小，说明出口对经济增长的作用主要集中在工业制成品出口上；Mazurndar(2002)通过研究分析发现:一个国家的经济增长与一国的对外贸易结构直接存在着相关关系，一国的对外贸易结构在一定程度上影响着一国的经济增长；Jacint & Manuel(2004)通过研究发现：在一国出口额增加的情况下，如果不能很好地促进经济增长，这时可以调整出口商品结构来促进经济的增长；易力、刘世美、刘冰（2006）从出口贸易商品结构出发，利用中国1980～2004年出口和GDP时序数据，对出口商品结构优化与经济增长的相互作用进行了协整分析。其分析结果表明，出口商品结构优化对经济增长有长期稳定的促进作用，而短期表现不明显，并且两者之间不存在双向因果关系；李俊（2010）从出口商品结构的角度，对广东省1987～2007年的初级产品出口、工业制成品出口和GDP的统计数据，运用协整等方法分析了其出口商品结构同经济增长的关系，得出结论：短期内，初级产品出口促进经济增长，工业制成品出口抑制经济增长；长期内，出口商品结构的优化则对经济增长有稳定的促进作用。

综上所述，出口商品结构与经济增长之间存在一定的相关关系，然而，通过对上述文献的总结发现，之所以不同学者对此问题的研究得出不同结论，主要是由于区域间存在着经济发展水平差异、地域差异以及产业结构差异等因素，因此不同国家或地区的外贸结构与经济增长之间的关系也大相径庭。本文利用VAR模型，通过Johansen协整检验、广义脉冲响应函数、方差分解等计量方法，以新疆为研究区域，分析新疆初级产品出口、工业制成品出口以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品出口对经济增长的影响。

二、变量选取及计量方法

（一）变量选取及数据处理

出口商品结构是指一国（或地区）各类出口商品在这个出口贸易中所占的比重，通常用各大类或某产品的出口额占出口总额的比重来表示。本文将出口商品分为初级产品和工业制成品，而工业制成品内部又分为资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品。所以，采用初级产品、工业制成品以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品分别占出口总额的比重来衡量出口商品结构，并依次用PXW、MXW、LXW、KXW来表示。选取常用的国内生产总值（GDP）增长率指标来反映经济增长。为了消除价格因素的影响，用新疆历年以1978年为100的生产总值指数对上述变量进行调整。为了消除异方差性，采取不改变趋势和协整关系的取对数法，对上述变量进行自然对数变换，分别表示为LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW。

（二）计量方法

本文采用包含经济增长、初级产品占出口总额的比重、工业制成品占出口总额的比重、资源劳动密集型产品占出口总额的比重、资本技术密集型占出口总额的比重等5个变量在内的自向量回归（VAR）模型来分析新疆出口商品结构调整对经济增长的作用机制。在此基础上，使用协整检验分析、脉冲响应函数和方差分解来定量分析新疆出口商品结构调整对经济增长的影响。模型具体设定为：

Y■=A■Y■+…+A■Y■+?着■ t=1,2…,T

其中，Yt=（LGDPt,LPXW,LMXW,LLXW,LKXW）T， A1,A2,AP是要被估计的系数矩阵，p是自回归滞后阶数，?着■是白噪声序列向量。

三、实证分析

（一）单位根检验

大多数经济时间序列都是非平稳的，而VAR模型的运用要求系统中的变量具有平稳性。所以，建立VAR模型之前，应先确定所研究时间序列的平稳性，以防止出现伪回归现象，破坏模型的有效性。本文采用ADF单位根检验方法（augment Dickey-Fuller test）来判别变量的平稳性。检验结果见表1：

ADF检验结果表明：在1%的显著水平下，LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW五个变量的水平时间序列均为含有一个单位根，都是非平稳序列，而其一阶差分序列在1%的显著水平下都是平稳的。所以，上述变量均为一阶单整，记作I（1）。通过了单位根检验，可以进行VAR模型的估计，和协整检验。

（二）VAR模型的估计

1. 滞后期的选择

建立VAR模型时，首先要确定模型的最优滞后期。本文从最大滞后阶数2开始，利用似然比检验统计量（LR）、最终预测误差（FPE）、AIC信息准则、SC信息准则及HQ信息准则等方法来选择最佳的滞后阶数，判断原则是当超过一半的准则选择某个滞后阶数的话，那么就认为该滞后阶数为VAR模型的最优滞后阶数。VAR模型最佳滞后阶数检验结果如下：

从表2可以看出，最终预测误差（FPE）、AIC信息准则、SC信息准则及HQ信息准则等四种方法推荐的最佳滞后阶数均为2阶，因此确定本文VAR模型最佳滞后阶数为2阶，模型设定为VAR（2）。

此外，五个方程的可决系数 分别为0.857174、0.956006、0.949593、0.936447、0.774246，据此可以判断，方程的拟合效果非常好，这个VAR（2）模型可以作为进一步分析的基础。

2. 模型的稳定性检验

模型建好后需要检验其稳定性。本文使用AR检验，如果模型的根都在单位圆内，则模型是平稳的。从图1来看，VAR（2）模型所有根的倒数全部根都在单位圆以内，因此模型VAR（2）是稳定的，依据其进行脉冲响应函数分析和方差分解，得到的结果是稳健和可靠的，并且，以下的协整检验和Granger因果关系检验也都是基于稳定的VAR（3）模型进行检验的。

（三）协整检验

根据协整理论，如果两个（或两个以上）序列满足单整阶数相同，且它们之间存在协整关系，则所研究的变量之间就存在一种长期稳定的均衡关系，从而可以避免“伪回归”问题。协整检验的方法通常有两种，即Engle-Granger两步法和Johansen检验法。其中，前者适用于检验两变量间的协整关系，而后者适用于检验多变量之间的协整关系。故本文基于VAR（2）模型采用Johansen检验法检验法，利用特征根迹检验和最大特征根检验确定上述变量间是否存在协整关系。由于VAR模型的最优滞后阶数为2，所以协整检验中的滞后区间设定为“1 1”，Johansen检验结果如表3所示。

由表3可以看出，在5%的显著水平下，拒绝没有协整关系和最多一个协整关系的假设，而接受最多两个协整关系的假设，说明LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW之间存在两个协整关系。所以，上述五个变量之间存在长期的稳定关系。

（四）基于VAR模型的广义脉冲响应函数

协整分析只能说明变量之间在结构上的因果关系以及长期关系是否均衡，但不能反映各变量的单位变化对其内在联系的影响。因此，需要利用VAR函数对各变量的关系做进一步的脉冲响应分析，以找出变量间的长期动态关系。本文利用不依赖于VAR系统中各个内生变量的排序的广义脉冲响应函数来研究GDP增长率、初级产品占出口总额的比重、工业制成品占出口总额的比重、资源劳动密集型产品占出口总额的比重以及资本技术密集型产品占出口总额的比重中各对变量间相互影响的方向和程度。图2给出了LGDP对各变量标准差新信的反映，图中的横轴表示冲击作用的期间数（年），纵轴表示LGDP的变化程度；曲线表示脉冲响应函数，反映了LGDP对各变量冲击的动态响应；两侧的虚线是脉冲响应函数加减两倍标准的值，表明冲击响应的可能范围。在模型中将信息冲击作用的滞后期设定为10年。

从LGDP对LPXW的脉冲响应函数来看，经济增长对初级产品占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期，经济出现负增长，并在第二期达到最低峰值约为-0.333%。而在第三期又达到最高峰值约为0.296%，随后又一直下降到第五期的-0.222%，说明初级产品的出口在第三年左右对经济增长有拉动作用。自第八期开始，逐渐趋于平稳，逐渐收敛于0，即LGDP对LPXW的冲击响应逐渐消失。从LGDP对LMXW的脉冲响应函数来看，经济增长对工业制成品占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期达到最高峰值约为0.294%，随后一直下降，第三期达到最低峰值约为-0.612%。接着，一直上升到第五期的0.214%左右。自第八期开始缓慢上升，说明工业制成品出口从第八年开始对经济增长的拉动作用不断增强。从LGDP对LLXW的脉冲响应函数来看，经济增长对劳动密集型产品出口占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期达到最大峰值约为0.325%，随后一直处于波动状态，并在第三期达到最低峰值约为-0.441%。自第八期开始处于缓慢上升的状态，说明从第八年开始劳动密集型产品的出口对经济增长的拉动作用缓慢增强。从LGDP对LKXW的脉冲响应函数来看，经济增长对资本技术密集型产品占出口总额比重一个标准差新信冲击的反应比较明显。第一期为0.052%左右，此后一直处于波动状态。直到第八期开始缓慢上升，说明从第八年开始资本技术密集型产品出口对经济增长的带动作用不断增强。

（五）基于VAR模型的方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通过常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性信息。它的基本思想是，把系统中的全部内生变量（k个）的波动按其成因分解为与各个方程信息相关联的k个组成部分，从而得到新息对模型内生变量的相对重要程度。下面对LGDP进行方差分解，分析初级产品、工业制成品以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品出口对经济增长的贡献率。LGDP的方差分解结果见表4和图3（图中横轴表示滞后阶数，单位：年；纵轴表示其他因素的冲击对经济增长的贡献率）。

由图3和表4可知，LGDP预测方差受其自身的影响最大，但是这种影响整体呈下降趋势，从最初的100%一直下降到第五期的32.734%，第七期以后趋于平稳，说明经济增长具有后顾预期特征，可以根据过去的经济增长情况来预期未来的经济增长，但是这种预期影响随着时间而逐渐衰退。在第二期以前，经济增长除了来自自身冲击的影响外，初级产品出口对经济增长的贡献率大于工业制成品，但二者均呈现上升状态。但是，初级产品出口对经济增长的贡献率在第二期达到最大值为12.633%，此后开始下降，第四期达到最小值为5.267%，自第五期趋于平稳。而工业制成品出口对经济增长的贡献率在第四期达到最大值31.369%，此后开始下降，第六期下降到25.388%，随后上升到第七期的29.569%，之后就趋于平稳。在第三期以前，工业制成品中的资源劳动密集型产品出口对经济增长的贡献率曲线和资本技术密集型产品出口的贡献率曲线基本重合，都是先上升后下降，说明前三期资源劳动密集型产品和资本技术密集型出口对经济增长的贡献率基本相同。自第三期开始，资本技术密集型产品的出口对经济增长的贡献率明显大于资源劳动密集型产品，并且处于上升的状态，一直上升到第五期的23.79%，然后下降到第七期的21.307%，之后趋于平稳。而资源劳动密集型产品出口对经济增长的贡献率从第三期的5.868%上升到第四期的9.823%后开始下降，一直下降到第七期的7.728%，之后趋于平稳。

四、结论及建议

本文通过构建向量自回归（VAR）模型，利用广义脉冲响应函数和方差分解实证分析了新疆出口商品结构对经济增长的动态影响，并得出以下结论：

1. 出口商品结构与经济增长之间存在长期的稳定关系。

2. 根据广义脉冲响应函数的分析结果， LGDP对LPXW的脉冲响应总体上都是负响应，初级产品出口对新疆经济增长的带动作用很小，并且从长期来看，这种推动作用会消失；从短期来看，新疆工业制成品，尤其是工业制成品中的资源劳动密集型产品的出口可以带动经济增长，而资本技术密集型产品的出口不利于新疆经济增长。原因是新疆出口的劳动密集型产品前期投入少，技术含量较低，能带来直接的外汇收入，从而直接促进经济增长；而出口的资本技术密集型产品前期需要投入大量的资金和设备，并掌握相关技术，这些设备和技术都需要从国外进口。从长期来看，工业制成品的出口对经济增长的带动作用会不断增强，并且资本技术密集型产品的出口比劳动密集型产品对经济增长的带动作用更大。这是因为长期增加工业制成品出口，可以优化新疆出口商品结构，进而实现产业结构的调整，最终促进经济增长。与劳动密集型产品相比，工业制成品中的资本技术密集型产品的附加值和科技含量较高。

3. 根据方差分解的结果，在不考虑经济增长自身影响的情况下，从总体来看，工业制成品出口对经济增长的贡献远远超过了初级产品出口，而工业制成品中资本技术密集型产品出口比资源劳动密集型产品对新疆经济增长的推动作用更强，这与广义脉冲响应函数分析结果相一致。

针对上述分析，在此提出以下建议，进而提高新疆出口商品结构的经济促进效应。

第一，对新疆的石油天然气、煤、棉花等优势出口产品进行进一步精深加工，提高其竞争力，扩大出口额和国际市场占有率。同时，对主要的传统出口商品（如番茄酱、电视机、鞋类等）进行深度开发，提高其加工水平和附加值。

第二，进一步增强新疆工业制成品中资源劳动密集型产品（即：轻纺橡胶矿冶品和杂项制品）的附加值和技术含量，增强其国际竞争力。在新疆工业制成品出口中，资源劳动密集型产品出口占绝对优势，在未来一段时间内，这种状况也不会发生改变，所以，只能通过提高资源劳动密集型产品的附加值和技术含量，来促进新疆经济增长。

第三，充分利用新疆的资源优势和地缘优势，提高本土产品的出口份额。近年来，新疆外贸规模不断扩大，出口总额也处于快速增长的状态，外贸出口前景很好。但是，与内地省份相比，新疆出口对经济增长的促进作用仍处于很低的水平，原因是目前新疆呈现出“走廊型”外贸特征，新疆本地产品出口仅占一小部分，并且，出口的本地产品多是农产品及其初级加工制品。

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篇（6）

中图分类号：TV641．44；X945 文献标识码：A doi：10．7511／dllgxb2016020030

引言

当前，人工波拟合技术是获得有效地震荷载记录的重要途径之一，广泛应用于水利工程抗震、核电工程抗震等领域，如场地谱人工波、楼层谱人工波拟合等．其中，尤以核电楼层反应谱形状特征更为复杂，体现在“峰多谷深”等特征，给高精度的人工波拟合技术带来了困难．现实工程领域中，数值分析人员往往倾向于让地震动持时较短，以节省结构动力分析的时间，而不是从持时与震级关系的角度确定人工波总持时，因而就容易产生较短持时与目标反应谱匹配的问题．经常发现，一些对于长周期谱值要求较高的加速度反应谱，短持时条件下的人工波计算反应谱往往难以达到良好的拟合精度，主要体现在难以达到指定的长周期反应谱值．目前，人工波拟合领域，研究仍多集中于反应谱拟合效率和精度的提高，而在人工波目标谱与时程控制参数之间匹配方面的研究较少．在人工波拟合的随机波行程的初始阶段提供一定的初筛原则，并对筛选结果提供一定的预校正建议，可有效地排除一些理论上就难以达到拟合要求的人工初始波，从而对提高拟合的整体效率有着积极作用．这一背景下，本文从人工波反应谱值的基本概念出发，关注高频与极低频长周期人工波谱值特征研究，尤其是强震持时与长周期反应谱值的数值关系［1］，提出随机人工波的初筛原则，并对异常初始波的时长参数提出校正建议．最后，以算例的形式验证本文方法的有效性，以推广于各类人工拟合算法中．

1基本原理

1．1拟合目标反应谱的人工波长周期控制条件

人工波生成主要是基于三角函数的叠加，由于初始相位角的任意性，直观来看人工波时程结果是随机的．随机性带来了许多不确定的特征，需要从统计的角度来讨论，但一些频谱特征是确定的．从反应谱的基本定义可知，极高频处即零周期处的反应谱值等于加速度时程的峰值．据此，在人工波拟合过程中，只要调节人工波的峰值即可容易地满足极高频处目标反应谱的拟合要求．而从极长周期或极低频处的反应谱来看，加速度时程的反应谱值是趋向于零的．实际工程应用中，各类抗震规范多指定了低频的截止周期，如水工规范取为3s，工民建抗震规范取为6s，核电站抗震规范取为10s．由前述分析可知，通常情况下这些长周期处的计算反应谱值比峰值反应谱值会有较大的降低，即使比零周期处的谱值也小许多，并不直接受长周期目标反应谱的控制，于是容易在人工波拟合过程中，出现长周期处计算反应谱无法达到较高目标反应谱值要求的情况．容易看出，如人工波拟合过程中，能首先在零周期极高频处，以及长周期截止频率处满足目标反应谱的要求，通俗地说就是可以“捏住两头”，那么后续中间频率段的计算反应谱迭代调整将只是个精度问题，不会出现某些随机参数条件下造波失败的情况．而对比极高频，以及长周期截止频率两个控制条件，其中低频长周期更为难以控制．而在诸多人工波时程控制参数中，包线函数［1］的引入对削减低频长周期计算谱值有着最为显著的影响．随机人工波一般来源于平稳随机过程，此时从统计学角度，其计算反应谱在各频率处将围绕着目标反应谱曲线摆动．而为表征出地震波的非平稳过程，如式（1）所示的非平稳包线函数往往被引入（如抛物线形的初始上升段，指数线形的末尾下降段）：式中：0～t1为峰值的上升段，t1～t2为峰值的平稳段，T为总持时，c为指数线形下降段的衰减系数．针对强度包线对加速度反应谱的影响，周宝峰［2］提出若总持时T固定不变（如5s），衰减系数c和t1保持固定不变，逐渐增大t2，随着平稳段时间长度的增加，计算反应谱的峰值不断增大．反应谱的峰值由单峰点向峰值平台过渡，如图1所示，显然从本文关注的角度来看，图1也反映出，随着平稳段时间长度的增大，低频长周期处的反应谱值有大幅提升．换言之，包线函数的引入，会大幅削弱初始人工波在长周期处的反应谱值，从而导致低频长周期计算反应谱有时难以达标的问题．当然无限地增大t2，则必然导致上升段与末尾衰减段时间的相对减少，使人工波波形奇异，往往工程人员亦会对这一表达产生异议．因而，在人工波拟合领域，需要兼顾目标反应谱的拟合精度与地震动时程波形合理性两方面的因素．

1．2人工波长周期谱值持时影响的数值验证

持时、频谱、峰值是地震动的三要素．那么，增加持时相对于改变包线将是一种更为方便且合理的手段．谢礼立等［3］认为，震级的大小是决定地震动加速度长周期分量大小的决定性因素．在其他因素确定的前提下，震级越小，地震动加速度长周期分量越小；震级越大，地震动加速度长周期分量越大．一般在人工波拟合中，震级的大小主要反映在地震动的总持时要求上，如震级与持时的统计关系［4］可取为logt＾＝0．33×M－0．87（其中t为时间，M为震级）．地震动的总持时越长，地震动积累的能量越大，则震级就越大．但由于目标反应谱的来源不定，往往由上式确定的总持时，或工程人员臆断确定的总持时仍嫌不足．在人工波拟合中，需要一定的定量关系，来保证长周期段能量成分的充分表达，也可为人工波拟合中，长周期低频段计算谱值控制条件的确定提供参考［5］．以sin（2πt）的正弦波（周期为1s）为例，分别取1、2、4、8、12、16s的总持时计算反应谱值，计算中阻尼比取0．05．结果如图2所示．计算结果显示，当T≥2s后，随着总持时的增加，低于2．5s周期点的相对高频段的反应谱值增至稳定状态，而低频长周期段的反应谱值仍继续变换；当T≥4s之后，随着持时的增加，5s周期点处的反应谱值较峰值下降趋势才消除．该算例表明，为了使低频地震分量的效应能在人工波中充分反映，达到目标反应谱的要求，稳态强震持时应达到一定的长度．

2人工波初筛策略与预校正算法

如前所示，人工波拟合中长周期处计算反应谱值受人工波拟合参数的影响显著，其能否满足目标反应谱值的要求，可作为一个基本的筛查策略．据此，本文提出了一种快速且有效的人工波初筛策略，可有效提升人工波的成功生成效率，避免不必要的迭代调整浪费于某些特定随机状况中．具体做法是：（1）通过三角级数叠加的传统算法快速生成多条平稳加速度初始时程，叠加强度包线，并比例调节时程峰值到设计地震动值（保证零周期处的计算谱值满足要求）．（2）采用传统频域反应谱迭代调整法［6］，快速调整10次，实现预校正，此过程将十分快速，且此时人工波的反应谱值将趋于总体稳定．（3）计算各条初始波在规范要求的最长周期的反应谱值，并判定其是否达到目标谱要求的90％．若某条不满足，则将该初始波筛除．若均不满足，则按前述原理，建议增加人工波控制参数持时或强震段持时，并按上述步骤重新计算判定，直到长周期反应谱值满足要求．经过上述过程，人工波时程的计算反应谱将在高低频段两头达到目标反应谱的要求，从而再经细致的反应谱拟合精度调整，可保证获得最终的人工波．

3算例分析

3．1核电站抗震规范下的反应谱拟合算例

以核电站抗震设计中的Rg1．60标准谱为目标反应谱，阻尼比取0．05，人工波总持时控制参数分别取5、10、20、40、60、80s，各采用本文策略算法快速生成5条初始人工波，比较规范建议的最长截断周期点（5s）处的反应谱值（实际运用中，为避免孤点跌跃现象，建议采用规范建议的最长周期的两个控制点平均值）．本例中分别取长周期控制点处目标反应谱的85％、90％、95％为标准，来判定人工波在极长周期处的计算反应谱是否达标．Rg1．60标准谱在5s周期处的目标反应谱值为0．166g，则判定标准分别取0．141g、0．149g、0．158g．统计结果如表1所示．表1中，随着人工波控制参数总持时的增加，拟合出的初始地震动时程无论是长周期段的反应谱值，还是达标个数，都表现出一种上升的态势．表1中显示，当总持时取20s时，达到目标反应谱的90％判定标准的地震波为1条．若以目标反应谱的85％为判定标准，虽然总持时为10s时，已可筛选出达标的初始人工波，但显然10s人工波持时要求过于宽松．综合各因素，建议以长周期处目标反应谱值的90％作为判定标准．图3为总持时取20s时，本例中达标的某条初始人工波的反应谱比较图．

3．2水工抗震规范下的反应谱拟合算例

以水工抗震规范中的某类场地条件下的重力坝设计反应谱为目标反应谱，阻尼比取0．05，人工波总持时控制参数分别取5、10、20、30s，采用本文策略算法快速生成5条初始人工波．在本重力坝设计反应谱中，最长阶段周期点取在2．5s处，该点处的目标反应谱值为0．08g，仍分别取其值的85％、90％、95％，则判定标准分别为0．068g、0．072g、0．076g．本算例的统计结果如表2所示．从表2中可以看出，本文提出的策略算法同样适用于水工抗震规范下人工波的拟合．与核电站抗震设计中人工波拟合不同的是，由于水工抗震设计反应谱最长截止周期取为2．5s，远低于核电站抗震设计规范的要求，因而相对较短持时即可满足要求．

3．3筛选算法对结构动力响应的影响

按本文算法，分别采用筛选与不筛选两种策略，用Rg1．60核电标准反应谱生成人工波，拟合精度如图4所示．其中未经筛选人工波在长周期段明显低于目标反应谱值要求．将该人工波输入AP1000核电结构，求解动力响应，观察三代核电结构安全水箱处的时程响应（局部振动频率0．35Hz），见图5、6，不难看出，相对位移时程幅值在未筛选波输入条件下明显低估，而图6的绝对加速度反应谱也反映了这一问题，值得在结构设计中重视．

篇（7）

中图分类号：F831.7　文献标识码：A　文章编号：1000-176X(2010)09-0040437

一、引言

减税是否能够扩张总需求?根据标准的教科书式的凯恩斯主义分析，给定货币供给保持不变，减税将通过扩大居民支出而扩张总需求。这正是一些学者在金融危机期间支持减税政策的依据。例如，袁志刚和汤玉刚认为，为保持经济平稳增长，在减税的同时控制财政规模、调整财政支出结构应是更为合理的政策选择。平新乔指出，减税救企业比增加国家投入的效果会更加明显，企业负担减轻了，马上就可以生存下来。减税在很多国外学者心目中也是应对本次金融危机的“首选”政策(Taylor；Alesina和Zingales)。这一政策主张也得到近来一些新的研究的支持。Romer和Romer的实证研究显示，减税有利于经济增长，税收每减少1美元，GDP将提高3美元。Mounfford和Uhlig则表明，刺激经济的最好财政政策是赤字财政的减税，通过政府支出来进行财政扩张是不可取的，因为它的长期成本可能超过短期收益。

然而，Mankiw和Summers 指出，该结论对货币需求函数的形式非常敏感。当消费支出比GDP中其他部分产生更多的货币需求，从而消费更适合作为货币需求函数中的规模变量时，减税对总需求的影响就是不明确的。特别地，如果货币需求对利率的弹性足够低，减税会起到紧缩总需求的作用。既然理论并不能为减税是否具有扩张作用提供明确的答案，那么相应的实证研究就非常必要。然而，国内在该领域的研究颇为少见，人们的一个先验结论似乎是减税能够扩张总需求。

本文的检验则表明，消费支出适合作为货币需求中的规模变量。至少，这个结论意味着减税的扩张效应小于人们普遍认为的程度。减税能否扩张总需求取决于Is曲线和LM曲线中的参数。使用中国宏观数据校准这些参数，本文的简单计算表明，减税并不能扩张总需求。本文的结论对于当前的政策操作具有直接意义：减税即使有助于经济复苏，那么这种影响也是通过供给面作用实现，而非通过扩张总需求实现。

当然，上述结论的得出还需要一个条件，即李嘉图等价定理不成立。Barro提出的李嘉图等价定理直接否定了税收的跨期调整对宏观经济的影响。因此，本文进而使用一个简单的动态一般均衡模型论证了为什么减税可能影响当期总需求。

二、模型

1.Is-LM模型的变形：消费作为货币需求中的规模变量

Hicks创立的Is－LM模型在很长时间都是宏观经济学的标准分析工具。Poo1e、sargent和wallace、Bemanke和Blinder等人的很多研究，都是Is-LM模型的扩展和应用；而Mankiw、B1anchard等中级宏观经济学教材，乃至Romer等高级宏观经济学教材，也花费一定篇幅介绍该模型。

考虑下面R0mer给出的Is-LM模型的变形形式：

方程(4)表明，dY/dT

模型的作用机制可以通过图1更清楚地显示出来。同传统分析一样，减税引起Is曲线的扩张性变化。但与此同时，与传统分析不同的是，减税还通过扩张货币需求而使得LM曲线发生紧缩性移动。因为Is、LM曲线移动方向相反，因此减税对产出的净效应并不明确。如果货币需求对消费变动的反应强烈，或货币需求的利率弹性很小，则如图1所示，减税可能导致产出下降。

2.校准和计算

考虑到产品需求可以表示为：度的该比率。1978-2008年，该比率的平均值为0.99；而在后文实证研究的样本期内(1996-2008年)，该比率的平均值为1.19。本文在计算中将使用φ=1。

货币需求的数量弹性和利率半弹性的估计也相对较多，表1列出了近年来部分研究的结果以及本文在第三部分的估计。根据这些结果，本文在计算中将使用εr=3，εc=1。

投资需求的利率弹性则难以在现有文献中获得。因此本文利用TSLS方法估计以下方程：

logI=β0-B0p

(8)

其中，p为实际利率，β1。衡量了投资需求的利率半弹性。由于实际利率在短期受货币政策影响，因此本文使用货币M、价格水平P以及产出Y作为工具变量。估计的样本期为1996年第1季度―2008年第4季度。投资指标为固定资产投资完成额，利用CPI减缩。实际利率通过名义利率减通货膨胀率得到，其中名义利率使用7天内银行同业拆借利率，通货膨胀率由CPI计算得出。计算中使用的数据详见本文第三部分的描述。对方程(8)的估计给出B1=14.868。因此，本文在计算中将取e，=15。

给定上述参数的取值，容易发现，方程(7)必然满足。事实上，货币需求的利率半弹性取相关文献给出的最大值5也能保证方程(7)成立。因此，即使考虑到各参数取值存在的不确定性，表达式(7)似乎也能够满足。这样，如果消费支出是货币需求函数中正确的规模变量，那么减税就可能是紧缩性的。

上述结论在一定程度上依赖于Is-LM模型的静态结构。在一个动态一般均衡框架中，结论可能会有所不同。特别是，Barro提出的李嘉图等价定理表明，税收的跨期转移并不影响消费者的跨期选择，从而不影响当前消费。李嘉图等价定理的逻辑非常直截：如果消费者能够进行跨期最优化，那么其当期消费不是仅仅取决于当期收入，而是取决于全部未来收入的现值，或者用Friedman的话说，取决于永久收入。给定政府支出外生决定且政府的现值预算约束必须满足，当期的暂时}生减税意味着未来税收现值的等量增加，从而对消费者的永久收入没有任何影响。这样，消费者决策不受暂时性减税的影响，从而IS和LM曲线都不发生移动。因此，如果像前面模型假设的那样，当期税收变动影响当期消费，那么一定是存在某种摩擦使得李嘉图等价定理不再成立。

总之，减税可能紧缩总需求，而这个结论依赖于两个关键假设：(1)货币需求函数中的规模变量是消费而非产出；(2)李嘉图等价定理不成立。本文在下面的第三、第四部分分别对这两点进行

更详细的检验或讨论。

三、货币需求函数的规模变量：基于中国数据的检验

1.检验方法

关于货币需求函数的实证研究有众多文献。不管是较早的局部调整模型，还是近来的协整模型，这些研究中的绝大部分都把实际GDP作为规模变量。然而，这个做法并没有强有力的理论支持。耐人寻味的是，根据现有的货币理论模型推导出的货币需求函数，似乎更应该和消费而不是产出联系在一起。例如，根据那些通过施加CIA(cash in advance)约束而引入货币的模型，或者直接把货币引入效用函数的模型，我们可以推导出形如方程(2)的货币需求函数。

不过，20世纪70年代之后货币需求的不稳定促使经济学家探索各种方向来改进对货币需求函数的估计，其中部分研究试图考察将不同规模变量引入货币需求函数的效果。Goldfeld以及Enzler、Johnson和Paulus等使用加权GNP变量。他们的逻辑是，总支出中的不同组成部分产生的货币需求并不相同。Cramer和Spindt等认为，使用GNP作为经济中总交易量的衡量存在很大偏差，其包含的内容要远远小于交易总额。因此，他们转而建立更为全面的交易计量。而Goldfeld、Radecki和WenningerDl]、Mankiw和Summers则按照资产类型或者部门分解总量数据。Goldfeld的结论是：“在1974年以前，GNP是三个交易变量中最不适合的，而消费和个人收入则差不多。”

本文将直接检验消费是否适合作为货币需求函数中的规模变量。这也将本文同国内其他关于货币需求的实证研究区分开来。出于研究目的，并考虑到在GDP和消费之间存在线性相关关系，本文将基于Mankiw和Summers的方法，估计如下形式的方程：

其中，参数λ是消费的权重。λ=0表明货币需求由GDP中非消费部分产生，而λ=1则为另一个极端，即总消费成为规模变量，货币需求来自于消费支出。如果λ介于0―1之间，则说明GDP的各组成部分都产生货币需求，越大的λ说明消费产生的货币需求越多。

2.数据

本文使用1996年第1季度-即根据公布的CPI的月度同比指数和环比指数计算出月度定基指数(以2000年12月为基期)，再转化为季度指数。②利率指标使用选择为银行同业拆借利率(7天)。对于利率，应该进入考察视野的至少包括三种类型：中央银行基准利率、法定存贷款利率以及市场化利率。按照标准的货币传导机制理论，货币政策是通过作用于基准利率，进而影响经济中的其他短期、长期利率，最终对私人部门支出产生影响，因而基准利率无疑应该进入模型。但是，中国的利率操控有其特殊性，即银行存款、贷款利率等绝大部分利率仍然受中央银行的管制。中央银行在确定法定利率结构时，首先确定1年期存款利率，然后以此为基础推定活期和其他更长期限的定期存贷款利率。在这个意义上，1年期存款利率又发挥了基准利率的作用。本文选择银行间7天内同业拆借加权平均利率作为利率指标，理由主要来自于对图2的观察。

图2显示出三种利率变动具有强相关性。事实上，简单的相关性检验表明，在样本期内，银行间7天内同业拆借加权平均利率同1年期法定存款利率、20天以内中央银行对金融机构贷款利率各自的相关系数分别高达0.98和0.99。张屹山、张代强在讨论中国的利率反应函数时，也做出了类似选择。由于公布数据为月度数据，本文按交易量进行加权平均得到相应的季度指标。

图2中，IR表示银行间7天内同业拆借加权平均利率，DR表示1年期法定存款利率，LR表示20天以内中央银行对金融机构贷款利率。部分数据由本文通过计算调整得到，计算方法说明见正文。

产出指标使用实际GDP的季度数据，后者的计算方法为：首先根据名义GDP的季度累积数据计算出名义GDP的季度数据，再利用CPI折算得到实际GDP。消费指标通过对社会消费品零售总额进行价格减缩得到，使用的价格指数为上面提到的(定基)CPI。

以上涉及的数据全部来自于中经网统计数据库。在检验中，所有序列均经过季节调整。

3.实证结果

由于使用的是时间序列数据，因而本文首先对数据进行单位根检验，检验方法为ADF和PP两种。检验结果表明，银行同业拆借利率为I(0)序列，其他变量均为I(1)序列。为了修正序列相关，本文使用TSLS方法估计方程(7)，估计中使用的工具变量为所有自变量的一阶滞后。

表2给出了估计结果。表2的第2、第3栏是分别使用消费和非消费支出作为规模变量的估计。单独观察这两个模型并不能得出多少有用的信息：两个模型中规模变量系数的估计值在统计上都是显著的，甚至其数值大小也接近。表2的第1栏则是对原始方程(7)的估计。容易发现，货币需求中消费的权重达到0.8，这个系数在5％的显著性水平上显著。

λ=0.8本身并不能说明更多问题。不过，对入的Wald检验却清楚地显示，我们可以在5％的显著性水平上拒绝λ=0的假设(F统计量的p值为0.0277)，但是不能拒绝λ=1的假设(F统计量的p值为O・5873)。因此，相对于非消费支出而言，消费支出显然更适合作为货币需求函数中规模变量。

四、货币模型中的流动性约束与李嘉图等价

在Barro提出李嘉图等价定理后，很多研究讨论了各种该定理不成立的情形，如扭曲性税收、遗产动机、金融市场不完全、社会保障制度等等。本文在这一部分将把流动性约束引入一个两期货币模型，从而证明：(1)减税会增加当期消费，从而增加产品支出；(2)减税同时会增加货币需求。这样，就印证了前面第2部分的讨论，并相当于把分析扩展到动态情形。之所以考虑流动性约束，除了便于分析外，更主要在于国内很多学者已经通过实证研究表明，中国的总消费行为确实体现出流动性约束特征。

考虑一个两期的货币模型，其中货币以进入效用函数的方式进入模型。假设经济中的代表性消费者具有如下形式的效用函数：

其中，MR=M/P表示实际货币余额，0

消费者的现值预算约束可以表示为：

这样，消费取决于当期可支配收入，从而减税会刺激消费增加。再结合由方程(2)给出的货币需求，消费增加又带来货币需求的增加。我们就证明在流动性约束的作用下，减税确实可以影响当期消费并影响货币需求。

上面的模型还可以进一步扩展到无限期的动态一般均衡框架中，但这种扩展已经超出本文的考察范围，在此不再赘述。

五、结论

篇（8）

改革开放以来，中国经济经历长期繁荣。近几年，政府通过加大消费刺激经济增长，因此研究政府消费对经济增长产生的影响具有重要意义。付文林等利用协整合格兰杰因果检验，发现实际经济增长率与公共支出占GDP比重呈反向变动关系。郭庆旺等运用向量自回归分析法，发现公共资本投资与经济增长之间存在长期均衡关系。毛中根运用变截据和变系数相关模型对政府消费的增长效应进行检验，表明各地方政府消费的系数均大于零。本文基于协整检验及误差修正模型，研究山东省政府消费与地区生产总值之间的关系。

1.理论方法

单位根检验是应用最广的检验序列平稳性的方法。比较常用的是DF检验，由于其只适用于1阶自回归过程的平稳性检验，所以对DF检验进行了一定的修正得到ADF检验，这是目前普遍应用的单整检验方法。

协整检验主要从多元序列之间非平稳性入手，探求非平稳经济变量之间蕴涵的长期均衡关系。如果变量之间存在协整关系，变量的增长率表现共同的增长势。反之，如果这两个或以上变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。

误差修正模型作为协整模型的补充模型，通过建立短期动态模型弥补长期静态模型的不足，既能反映不同时间序列间的长期均衡关系，又能反映短期偏离向长期均衡修正的机制。

根据Granger表述定理，若非平稳响应序列与非平稳响应序列之间存在协整关系，则必然可以建立误差修正模型。误差修正模型在于通过协整关系来校正内生变量的短期变化，利用它可以提高短期预测的精度。

2.实证研究

本文采用山东省1978―2015年的政府消费与地区生产总值数据研究二者之间的关系，数据来源于《山东统计年鉴2016》。对地区生产总值和政府消费取对数处理，记为lny和lnx。

2.1单位根检验

在检验变量间是否具有长期协整关系之前，首先要检验各个变量的平稳性，这里采用ADF检验法进行平稳性检验。经检验，两变量序列和其一阶差分序列不能通过单位根检验，是非平稳时间序列，而其二阶差分序列都通过了单位根检验，是平稳时间序列，满足协整分析的条件。

2.2 协整检验

由于所有变量的原序列都是二阶单整序列，本文采用EG检验来判断山东省地区生产总值与政府消费之间是否存在协整关系。

步骤一：建立回归模型：

步骤二：对回归残差序列进行平稳性检验：在5%的显著性水平下，拒绝存在单位根的假设，即残差序列是平稳的，表明地区生产总值与政府消费之间存在协整关系。白噪声检验结果表明残差序列通过检验。

2.3 误差修正模型

上述分析反映了地区生产总值与政府消费之间存在长期均衡的协整关系，这种关系是在短期波动的不断调整之下实现的。即存在一个误差修正机制，防止长期均衡关系出现较大误差。误差修正模型为：。方程检验结果显示该方程显著线性相关，参数检验结果显示政府消费的当期波动以及上期误差（ECM）对地区生产总值的当期波动有显著影响。根据模型的参数估计量，山东省政府消费的当期波动对地区生产总值的当期波动调整幅度不大，如果政府消费波动变化1%，将引起地区生产总值波动变化0.181%；误差修正项系数的大小反映了短期对长期均衡的调整力度，误差修正系数为-0.631，表明调整力度较为有力。

3.结论与建议

第一，协整分析结果显示，政府消费每增加1%，地区生产总值增长0.319。这表明政府消费对地区生产总值有长期稳定的促进作用，它们之间存在着动态均衡机制。

第二，在误差修正模型中，山东省政府消费的当期波动对地区生产总值的当期波动调整幅度不大，政府消费波动变化1%，将引起地区生产总值波动变化0.181%；误差修正项系数的大小反映短期对长期均衡的调整力度，误差修正系数为-0.631，表明调整力度较为有力。

实证分析表明，无论是长期还是短期，山东省政府消费与地区生产总值之间都具有较强的正相关性。在今后的经济发展中，提高政府消费是实现经济增长的一个有效途径。

参考文献：

篇（9）

关键词：总承包项目；结算； 投资；建筑工程

在建筑工程总承包项目中，结算审查不只体现在工程竣工后审核施工队伍的结算上，而要从订立合同之处进行全程跟踪控制，并及时掌握施工过程的进度款支付、变更等，这样才能在结算审查中有理可依，有据可查，较好的处理结算中的争端，最大力度的控制好投资。

做好结算审查要从前期合同签订、中期过程管理、后期结算审核三个阶段来控制，下面对这三个阶段分别展开论述。

一.前期合同订立跟踪阶段

在合同签订之始，工程造价人员要进行跟踪控制，全面了解合同内容，在宏观上对项目有整体掌握，并落实以下几点问题：

⑴ 合同价款形式

现阶段工程合同价可采用三种方式：固定合同价、可调合同价、成本加酬金合同价[1]。

固定合同价[2]风险范围内价款不再调整的合同。合同订立双方须在专用条款内约定合同价款包含的风险范围、风险费用的计算方法和承包风险范围以外对合同价款影响的调整方法，在约定的风险范围内合同价款不再调整。固定合同价可分为固定合同总价和固定合同单价。

可调合同价是指合同总价或者单价，在合同实施期内根据合同约定的办法调整。分为可调合同总价和可调合同单价。

成本加酬金合同价是将工程项目的实际投资划分成直接成本费和承包方完成工作后应得酬金两部分，此类合同广泛适用于工作范围很难确定的工程和在设计完成之前就开始施工的工程。

了解合同价款形式，目的是为后期结算审查做充分准备，根据合同订立原则，可以将承包方的一些索赔、争议消除，甚至可以进行反索赔，维护发包方的正当权益。

⑵确定风险比例

合同的订立确定了发包方与承包方所承担的风险，双方在签订合同时会出于自身利益考虑，设法将风险转嫁。建筑工程地域性较强，当地人工成本、材料、机械价格的波动幅度往往过大，从而会对投资造成较大影响，因此在合同签订时确定人材机价格波动比例，在一定范围以内由承包方承担，超出该范围的由业主承担。明确了双方应承担的比例后，在结算审查中，就会采取相应的措施对承包方过高的人材机价格进行调整[3]。

⑶ 定额、费率文件的执行

建筑工程在定额的使用上不同于安装专业，安装执行定额为全国行业统一定额，少有变动；建筑专业需要执行工程所在地消耗量定额，定额版本约3-5年更换一次，且每个版本约1-2年调整一次定额基价，合同中应明确项目在预结算过程中执行的定额及费率文件，承发包方都须依据该文件编制预算，目的在于结算审查阶段避免产生定额费用文件使用的争议[4]。松南方气田产能建设地面工程总承包项目中，土建专业执行吉林省建筑装饰消耗量定额2004（2006基价）[5]，措施费率、管理费率、利润率等都执行承包方中标费率，双方认可后使结算沟通变得容易许多。

⑷避免无效条款

无效条款[3]是指合同中规定的不符合或违反法律规定，而不发生法律效力的条款；若合同无效条款虽然违反法律规定，但不影响其他条款的法律效力的，这种合同属部分无效的合同。例如，订立合同的价格、部分标的超越经营范围、违约责任等条件不符合法律的规定等，就属于合同无效条款，但并不因此使整个合同无效。有些部分无效的合同，只要将无效条款取消或者用合法条款取代，可成为有效的合同。

⑸工程量变更的解决方法

工程量变更是承发包方非常敏感的话题，在这个问题上，双方都在进行搏弈和防范，以最大可能地保护自己的权益。承发包方应严格按照合同文本规定，在有效期内走变更程序。例如由于设计变更等原因引起工程量变更，一般是通过双方签证的形式对工程量变更予以确认，导致的合同价款增减及造成的承包人的损失，由发包人承担，延误的工期相应顺延；若不是设计变更原因，而是承包方根据自己对设计图纸的理解、经验进行施工，导致工程返工产生的工程量变更，由承包方承担费用和工期责任。

二.中期工程施工控制阶段

⑴ 施工前期准备

在工程施工前期应当做好充分的准备工作，了解当地物价水平，收集地材及成品构件价格并及时掌握其变化；材料采购地点距施工现场的距离及运输方式；掌握施工征地费等二类费用是否发生；了解目标成本，根据调研信息预计该成本是否能满足施工费用要求，在整体上对项目投资有初步估计。

⑵现场单据整理收集

施工过程中要及时整理会议纪要、工程变更签证、材料设备价格签证、联络单、隐蔽工程验收记录等资料，按照有关的文件规定进行计算核实并备份存档，为后期结算做好准备。

⑷索赔、反索赔

协助项目经理处理好承包方的索赔，要求提供签字盖章后的有效文件，根据合同约定掌握索赔有效时间，在索赔有效期外承包方提出索赔的根据合同规定拒绝增加费用或延长工期[2]；在承包方提出索赔后，尽快进行处理，如批复同意，可将此项索赔款列入最近的期中付款申请，并确认工期的延长；如批复不同意，承包商应按月提交进一步的中间索赔报告，说明累计的索赔费用和工期，以及工程师合理要求的此类进一步的详细资料，直至索赔得到圆满解决；

对由承包方未严格履行合同、施工质量问题等原因造成的费用增加或工期延误，发包方可对此作出反索赔，以保障自己的权益。在反索赔发生过程中，资料齐全是进行反索赔工作的必要条件，因此要积累一切可能涉及反索赔取证的资料：例如同承包商研究技术问题、进度问题、质量问题和其他重大问题的会议应做好文字记录，并要求会议参加者签字，作为正式文档资料；对某些灾害或事故还应用照片或录像记录现场实况。其中还特别要注意质量问题的有关资料，比如隐蔽工程验收记录、砂浆和混凝土试块取样的真实性及试压的实际记录等等。

⑷施工预算的编制

施工过程中，工程造价人员要编制施工预算。初期控制成本用的设计预算在很大程度上没有反应现场实际情况，其预算考虑的施工组织、施工工艺是在大多数工程的施工普遍性上进行的模块化预算，不具有工程特殊性；并且在施工过程中发生的工程变更在设计预算时也无法预见。因此，工程造价人员要根据施工方的施工组织设计进行施工预算，及时处理工程变更，并反映在预算中。

⑸现场情况的反馈

在工程施工过程中，做好各阶段施工的图片管理，收集整理资料，做好进度款支付凭证的备案，定期制作费用文件，并及时反馈给公司，使公司对项目费用状况有整体掌握。

三.后期结算审查阶段

⑴编制结算进度计划

在承包方递交竣工结算报告及完整的结算资料后，发包方应在规定时间内对结算资料作出审查。

⑵收集结算审查文件

发包方要收集整理审查资料，检查承包方提交的预算、计算书等，确认是已签字盖章后的有效文件；收集施工阶段的变更签证、联络单、会议纪录、隐蔽工程验收记录等；收集预算编制依据的定额、取费文件、材料价格、合同等。

⑶初审

初步审查阶段要从宏观上审查发包方的结算资料，如定额的使用、材料价格的日期、工程类别的取用等，出现争议后应积极协调解决，让对方重新提交修改后的结算资料，并且提交的文件必须是对方决策人员承认、签字盖章后的成品文件。

⑷详审

初步审查结束后及时对二次报审的结算资料进行详细审查。详审流程可如下：

① 审查指标对于建筑专业来讲，无论是建筑物还是构筑物，根据经验都有一定的费用指标，像建筑物的平米造价等。

② 审查价差项目越大、工期越长，人、材、机价格的波动范围就越大，尤其是材料价格受地区供求影响，变化十分强烈，而材料在整个建筑工程中所占比例可达七成左右，对整个工程造价影响甚大。

③ 审查施工工艺根据现场人员整理的施工组织资料、施工进度、现场图片等文件，对结算文件中不恰当的定额、措施费、二类费进行批注，予以拒绝。

④ 审查大额选择工程量大而且费用比较高的分项工程作为审核重点。

⑤ 审查分部分项在完成以上工作后，单体费用仍与己方编制的预算有差异的要对其分部分项进行详细排查，对定额套用、定额基价、工程量进行核对，在此期间对遇到的问题要求承包方结算人员提供必要的解释。

经过以上五步的审查后，单体预算不会再出现较大出入，此时要与承包方结算人员结合，说明审查的内容，要求其确认修改，并提交修改后的成品文件；若双方发生争议，首先要进行协调解决，仍无法达成一致的，可向有关仲裁机构申请仲裁或向人民法院提起诉讼。此外，结算阶段还应该注意保密工作，作为发包方不能泄露目标成本及己方的单体预算，以防承包方采取各种方式向目标成本靠拢或在预算的漏洞上做文章，避免审查阶段不必要的麻烦。

⑸整理备案、进行总结

结算审查完毕后，及时对结算资料进行整理备案。做好结算审查总结，对审查过程中遇到的问题进行归纳，形成系统，总结经验得失，为以后结算积累经验。结算完成后，将所做总结进行系统整理，例如松南项目土建专业结算审查后，可进行以下两表的整理：

四.结束语

建筑工程总承包结算的审查是一门专业性、知识性、政策性、技巧性很强的工作，建设项目都具有特殊性，结算审查所遇到的问题也不仅仅是附表中所列，这需要我们在今后的工作中不断学习、积累，查漏补缺，将结算审查做的更好。此外，作为总包方要秉承公平公正的原则，既不刻意压榨承包方，也不允许对方钻任何漏洞，蒙蔽总包方，最终达到承发包方共赢的目的。■

参考文献

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一、背景

过程性评价由克利斯文在《评价方法论》中首次提出，是一种通过诊断教育方案和教育过程中存在的问题，利用反馈信息以提高教育质量的评价方式。其目的不是对学习者分等或鉴定，而是帮助学生和教师把注意力集中在进一步提高所必需的特殊的学习上，是有别于终结性评价方式的一种在过程中进行的评价。（杨瑞萍，刘斐：2011）人们也意识到终结性评价的种种弊端，因此近些年来过程评价方式日益受到人们的关注。新《课程要求》也对教学评估做了要求，把对学生的评估分为形成性评估和终结性评估两种。许多院校也一改过去单一的终结性考试评估方式，采用平时测验、社会实践等多种方法对学生的学业进行过程性评价。测试是教学过程中必要的组成部分，是检验教学与学习效果的重要手段，成功的测试不仅能够肯定学生已取得的进步，而且能够发现教学中存在的问题，因此对教学有良好的反拨作用。（肖文艳，陈二春，2009）但是关于过程性评价对于学生英语学习的影响、学生对于过程性评价态度的定量研究却非常少，因此笔者对此进行了研究。本研究旨在探究学生对大学英语进行过程性评价的态度与观点，从而给教师制订过程性考核方案提供一些数据与理论上的指导与支持。

二、研究方法

本研究的调查对象为上海体育学院2013级四班的40位学生，他们在这个学期在每个单元学习过后都会进行单元测试。本研究试图通过问卷调查的方式研究以下问题：学生希望平时测试与期末考试在总评成绩中的占比是多少？在对于过程考核的态度上，男女生是否有差异？ 学生成绩的好坏与他们对于过程性评价的态度之间是否有相关性？ 平时测验效果是否影响学生对于过程考核的态度。

三、结果分析

1.关于期末考试成绩应在总评中的占比问题。45%的学生认为应占40%左右，37.5%的学生认为应占60%左右，10%的学生认为应占20%左右，仅有7.5%的学生认为应占80%左右。这说明大部分学生认为期末卷面的成绩在考核中的比例不应多于60%。

2.性别与期末考试总评占比呈中度正相关。性别与期末考试总评占比呈0.439的中度正相关性，显著性为0.005，非常显著。这一相关性表明： 男生希望期末考试的成绩在期末考核总评成绩中的占比比女生希望得更少。也就是说男生更希望平时成绩在考核总评成绩中的比例能更大些。

3.四级考试成绩与期末总评占比呈中度负相关。四级考试成绩与期末总评占比的相关性为-0.447，为中度负相关，显著性为0.037，为显著相关。这一负相关性结果表明，四级考试成绩越高的学生越觉得期末卷面成绩应在整个期末考核成绩中少占比例，也就是说英语水平越高的学生越希望平时成绩应该多占一些比例。

4.单元测试对自己是否有用的变量与期末总评占比的变量之间呈中度负相关。它们之间的相关性为-0.444，为中度负相关，显著性为0.004，非常显著的相关性。这一结果表明，认为单元测试对自己有用的学生更希望期末卷面成绩占考核总评更小的比例，也就是说认为单元测试对自己有用的学生更希望提高平时成绩在总评成绩中的比例。

四、结论

通过以上的调查结果分析我们可以得到以下结论：大学应加大过程考核的力度，加大平时成绩在学期考核成绩中的比例而减小期末考试成绩的比例。学生对于加大过程考核的态度是赞成的，其中男生、英语基础较好的学生与从单元测验中获益的学生更愿意平时成绩在期末总评中占更大的比例。这说明男生认为自己的英语水平很难用一次考试表现出来，而英语基础较好的学生与平时为了考好小测验而多花时间并得到提高的人也认为自己的水平应该通过教师长期的观察来给予评定，如果用期末成绩来评定的话对他们来说不太公平。

学生对于过程考核的态度进一步证明了过程考核中平时考查与测验的重要性。在大学英语的教学中，教师应弱化期末考试在平时总评中的占比权重，加大平时的考查力度，这样才能真正激发学生学习英语的积极性，使英语教学的评价机制更加科学合理。