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［论文摘要］铁路货运计量、安全检测设备的使用对保障铁路运输安全，维护铁路和客户双方的利益至关重要。本文分析了货运计量、安全检测设备在使用和管理上存在的问题，提出了统一设备技术标准、强化设备配备规划、提高计量意识与设备安全防护意识、实现检测信息网络共享等解决问题的措施。
1铁路现有货运计量、安全检测设备的种类及适用范围
铁路现有的货运计量、安全检测设备主要包括两类：单纯计量设备和以计量设备为基础的安全检测及监控设备。这些计量、安全检测设备广泛应用于铁路车站、货场，铁路专用线（专用铁路）及地方铁路和合资铁路等，对保障铁路运输安全，维护铁路和客户双方的利益至关重要。
1.1单纯计量设备。单纯计量设备包括：轨道衡（静态轨道衡和动态轨道衡）、汽车衡、平台秤、门吊秤、吊钩秤、核子秤、皮带秤、装载机电子秤、平板秤，等等。单纯计量设备主要应用于整车或零担货物实际装载量的测量。
1.2以计量设备为基础的安全检测及监控设施。以计量设备为基础的安全检测及监控设备包括：超偏载检测装置、轮重测定仪、限界测定仪、危险品检测仪、货车装载状态电视监控系统等计量装置和安全检测设备等。以计量设备为基础的安全检测及监控设备主要用于检测货车装载的超载、纵向超偏、横向超偏、超限界、危险品及状态参数等。
2货运计量、安全检测设备在使用过程中存在的问题。
尽管全国铁路货运现场大量装备了计量、安全检测设备，但仍不能满足铁路货物运输现场计量和安全检测的迫切需要，许多安全检测手段尚不完备，亟待开发完备高效的检测设备，尤其是像装载限界检测和超偏载检测等在线检测设备，亟待开发。即便已经配备的设备，也存在许多亟待解决和完善的问题，这些问题目前还普遍存在于设备的开发、配置、技术保障、维护等环节，具体包括以下内容。
2.1缺少统一的研制、开发、配备规划。缺少统一的计量、安全检测设备的研制、开发、配备规划。设备的研制、开发、配备的主动权主要掌握在开发商、生产商的手中，设备市场的技术走向受开发商经济利益的驱动。开发商和生产商往往把具有可观经济效益的设备放在开发的首位，尽管这样也会促进装备水平的提高，但更多体现出开发的无序性。设备使用单位也很少主动提出装备技术水平和配备数量的要求，其设备投入具有一定程度上的随意性和盲目性。
2.2计量、安全检测设备市场秩序混乱。计量、安全检测设备市场秩序混乱，产品质量水平良莠不齐，开发商之间无序竞争，甚至存在某些厂商采用不正当手段进行竞争。有的厂商根本不具备开发生产的技术条件，但为了追求利润，居然采用仿冒手段制造伪劣产品；有的厂商无原则地追求低成本，甚至采取使用劣质材料、以次充好等手段与人竞争，不但对正当、优质产品造成冲击，而且对运输安全构成了相当大的威胁。
2.3行业技术标准还不完备。用以指导生产的有关计量、安全检测设备的铁道行业技术标准还不完备。相当一部分设备没有相应的行业标准，如：超偏载检测装置、轮重测定仪、限界测定仪、危险品检测仪、货车装载状态电视监控系统等，还缺乏完备的能够对生产实践具有指导作用的行业标准；有些标准陈旧落后，其指导作用显然不足，有的设备还仅仅是依据不规范的“技术条件”来生产；有的虽已制定技术标准，但由于种种原因，标准的技术要求与实际生产水平相比有些不符，生产水平还不能满足技术标准的需要，等等。这些技术标准方面的问题，导致检测设备的生产现状存在着很多不尽如人意的地方，比如在检测手段与实际需要之间、检测需要与生产水平之间、检测技术普及与检测设备管理之间等等，都存在较大的差距。
3货运计量、安全检测设备在管理上存在的问题
尽管铁路有关部门对计量、安全检测设备的配备十分重视，也已经建立一定规模的管理体系，但由于种种原因，管理上不尽如人意。3.1配置要求和配备标准不够规范。全路计量、安全检测设备的配置要求和配备标准在规范化方面显得十分薄弱。各相关单位的计量、安全检测设备的配置往往侧重于经营因素，忽视对技术因素的可行性论证，更谈不上设备配置的长远规划。经济实力越强、设备本身的直接效益越明显，单位对计量、安全检测设备的投入力度就越大，反之，投入力度就越小。另外，设备采购管理方面存在漏洞，对所采购的设备质量缺乏必要的宏观管理和有效控制，导致设备利用率低，不能发挥其应有的作用，从而造成资金浪费。
3.2计量意识淡薄。设备使用单位，尤其是安全检测设备的使用单位，缺乏科学的计量意识，对计量、安全检测设备日常监管非常薄弱，无法实现正常的周期维护和检定。误以为安全检测设备不属于计量设备，因而对其用于判别目的的量值不进行科学溯源，甚至不溯源，绝大多数的安全检测设备没有以合法、有效的量值溯源作保证，无法判定量值是否准确或量值的偏差（误差）是否在正常范围，致使设备的可靠性无从谈起。
3.3设备安全防护薄弱。设备本身缺少安全防护措施或防护手段不完备，加之设备管理存在漏洞，给不法者以可乘之机。如：为达到不正当目的，采用非法手段，有的与生产厂商勾结，在例行检定后擅自非法更改设备初始设置参数，致使其量值与检定状态不符（曾发生某区段的两台状态未见异常的轨道衡称量同一对象，其量值竟然相差5吨之多的现象，这已经远远超出轨道衡的正常称重准确示值变化区间，若非操作人员人为调整设备，这种情况是不可想象的），设备检定状态与使用状态不一致，导致设备无法始终处于正常工作状态，这势必影响设备的工作质量及其可靠性。对计量设备而言，其结果是严重侵害国家和客户的利益；对安全检测、监控设备或设施来说，这种做法将对运输安全构成相当大的威胁，是运输安全生产的重要隐患。
3.4检测信息网络化基础薄弱。计量、安全设备的检测信息无法共享。铁路货运是一个动态系统，运输系统的各个环节之间要靠信息进行沟通和联系。为了充分发挥计量、安全检测设备的效能，减少不必要的重复检测，提高管理效率，实现检测信息共享是必由之路。在高速信息化的今天，重要设备的检测信息未实现共享，应该说是一个比较大的遗憾。而从管理的必要性来看，信息共享应该在检测领域发挥其特有的优势，以求达到事半功倍的管理效果，这对推动高水平运输安全体系的建设无疑是至关重要的。
参考文献：
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论文摘要：本文认为，相关性与可靠性共同决定了会计信息的决策有用性，两者缺一不可，对两者之间关系的合理判定直接影响到计量属性的选择。作为一种备受注目的计量属性，公允价值是否同时具备相关性和可靠性质量特征，需要深入剖析公允价值的内涵，澄清公允价值计量的相关性和可靠性质量特征至关重要。
一、会计信息质量特征：相关性与可靠性
(一)相关性与可靠性的涵义关于会计信息的相关性，国际会计准则委员会(IASC)认为，当信息能够通过帮助使用者评价过去、现在和未来事项或确认、更改他们过去的评价，从而影响到使用者的经济决策时，信息就具有相关性。而美国财务会计准则委员会(FASB)的概念公告对相关性所下的定义为信息导致差别的能力，并把预测价值、反馈价值与及时性并列为相关性的标志。相关有一般相关与特殊相关之分。一般相关是指满足现有的和潜在的投资者、雇员、贷款人、供应商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相关是指会计信息与某类信息使用者的特定决策相关。相关性也是相对的，在相关与不相关之间还存在着低度相关、高度相关等程度不同的相关。值得注意的是相关性是指会计信息在内容上与决策相关，不涉及信息的可靠与否。也即不具备可靠性的信息并不妨碍其相关性。如会计信息使用者需对某企业上年的盈利能力做出决策，那么该企业上年度的净利润就是与之相关的会计信息。虽然此数值可能是该企业利用虚假业务编造出来的，但这不影响净利润数值与特定决策的相关性。只能说明该净利润数值这一相关信息由于不具备可靠性而丧失了有用性。关于会计信息的可靠性，至今没有一个权威的定义。IASC认为资料当其没有重要差错或偏向并能如实反映其所拟反映或理当反映的情况，而能供使用者作依据时，资料就具备了可靠性。而FASB把反映真实性、可核实性和中立性并列为可靠性的标志。其中反映真实性是可靠性的灵魂，而可靠性和中立性则是验证可靠性应具备的条件。由此可见，可靠性是指会计信息能够再现重大的财务关系。可靠性不同于真实性，真实性是完全的再现，而可靠性允许有误差的幅度，是相对的，是否可靠还取决于会计信息允许包括误差的程度，允许误差的程度则决定于这种误差不致于降低信息的有用价值。不影响决策的正确性。虽然估计和假设是会计所固有的，但并不会损害可靠性。国际会计准则委员会在《编制财务报表的框架》中提到，成本或价值在许多情况下都需要估计，合理的估计是会计报表编制工作的一部分，这并不会损害其可靠性。
(二)可靠性与相关性关系的合理判定由以上分析可见，可靠性与相关性是会计信息的两个独立的质量特征，在内涵上互不影响：信息是否相关不需要可靠来支持。信息是否可靠也与相关性毫不相干。但要达到会计信息有用性这一目标，会计信息必须同时具备相关性和可靠性，两者缺一不可，否则会计信息就丧失了有用性。亦即相关又可靠的会计信息一定是有用的，而有用的信息肯定同时具备一定的相关性与可靠性。首先作为相对概念，在量的规定性上，相关性与可靠性并非总是在同一方向上影响信息的有用性，但又必须尽可能地统一于信息有用的目标之下。提高一定程度的相关性，在特殊情况下可以牺牲一定的可靠性，同样，为了达到更高的可靠性，也可牺牲一定的相关性，只要能满足对决策有用的目标即可，两者的度可根据具体情况灵活把握。如预测性信息具有极高的预测价值，即相关程度很高，但由于其反映的是未发生的经济业务，可靠性必然较差，只要编制该信息所依据的基本假设、所选用的会计政策及预测的编制基础是合理的，就可达到信息使用者决策有用的目标，而不必强求该预测信息一定可以实现；而历史成本信息，由于其具有可核实性这一其他计量属性无可比拟的优点，可靠性较高，但由于其反应的是过去的交易和事项，与面向未来的决策相关性就差一些，但权衡利弊仍能满足信息使用者的需要。这是在各界对历史成本提出强烈批评的情况下，这一计量属性仍未退出历史舞台的原因。其次，在考虑会计信息的决策有用性时，相关性与可靠性之间并不必然存在此消彼长，互相矛盾的关系，两者必需兼顾。当一方提高时，在保证信息有用的前提下，允许另一方有所下降，但并不意味着一方的提高必然导致另一方的下降。应该遵循效益大于成本原则，追求会计信息的可靠性与相关性的共同提高，以便更大程度地满足信息使用者的需要，这也是会计自产生以来的发展方向。如果一项会计创新，在导致所提供会计信息的可靠性与相关性比已有信息都有所下降的情况下，仍能在新的方面满足信息使用者的需要，也是可行的。为了达到会计信息有用性这一目标，在不同的情况下，两者各自的程度会在一定范围内有所波动，但由于不存在此消彼长的关系，其间也就不存在谁更重要一些的问题，即不存在一定要牺牲一定程度的可靠性去换取更大的相关性，或一定要在保证相关的前提下，尽可能提高可靠性的问题，这都是实际工作中相关与可靠之间权衡的特殊情况，不具有一般性。
二、公允价值的内涵及其计量
(一)公允价值的定义IASC将其定义为：在一项公平交易中，熟悉情况、自愿的双方交换一项资产或清偿一项债务所使用的金额。FASB的定义是：公允价值，指在当前交易中，自愿的双方买入(承担)或卖出(清偿)-项资产(负债)所使用的金额。我国会计准则的定义是：在公允价值计量下，资产和负债按照在公平交易中，熟悉情况的交易双方自愿进行资产交换或者债务清偿的金额计量。由此可见，公允价值的认定依据是市场上对资产或负债公平、自愿的交易金额，从本质上讲，公允价值是一种基于市场信息的评价。
(二)公允价值的内涵及外延公允价值是很广的概念范畴，并不仅是与其他计量属性相并列的概念，可以说是其他属性存在的基础，即需要反映交易和事项内含的公允的价格，并同时兼具可靠性、相关性的信息质量特征。公允价值概念是会计环境变化的产物，绝不仅是现有会计计量属性的简单统一。一般认为，公允价值是与历史成本相对立的复合计量属性，这包括两层含义：公允价值不包括历史成本；公允价值可包括现行成本、现行市价、未来现金流量现值等，其与现行价值概念十分接近。但公允价值和历史成本并不是对立的，因为历史成本和公允价值在逻辑上是一致的。历史成本(收入)作为已经发生的交换价格，是过去某个时点的公允价值。而现行成本、可变现价值、现行市价，以及短期的可变现净值和以公允价值为计量目的的未来现金流量的现值，在没有实际交换价格的情况下，通过模拟实际交换价格来实现公允价值的方式，也可以看做是公允价值的表现形式。因此，公允价值概念与上述各计量属性之间的关系并不是必然的，是有一定条件的，只有符合公允价值定义、具有相关性和可靠性质量特征的上述计量属性才是公允价值。
三、基于相关性和可靠性的公允价值信息质量
(一)公允价值的相关性公允价值反映的是在特定的时点和经济状态下，市场对资产或负债的定价，而公允价值的变化，也反映了市场对资产或负债所认可的价值变化。在完善的市场中，市场定价反映的是所有市场参与者对资产或负债价值的期望值，是统计上具有无偏性的指标，这个指标中包含了所有影响该资产或负债价值的信息。在知识经济时代，大量新业务不断涌现，企业的某些无形资产。如商誉、知识产权、人力资源、衍生金融工具等在现有的计量模式下遇到了难题，这些都影响了会计信息的相关性和有用性。而采用公允价值则能够对这些资产进行确认和计量，以满足投资者对这些与决策相关信息的需要。相比较而言，历史成本反映的是在资产获得时或者负债形成时市场对其价值的评价，而市场只有在资产转让或负债偿还时才反映其价格的变化，即被确认为利得或损失。这种会计处理方法与瞬息万变的金融市场是不相符的，更何况转让或偿还并不是导致损失或利得发生的原因。
由于公允价值是以市场定价为基础的，所以其决策价值要明显优于历史成本。首先，金融资产或金融负债的购买(或形成)时间和历史成本都不会影响后续计量，只有报告日的市场条件、债务人的信誉等因素才会影响到公允价值。其次，公允价值也不会受资产或负债持有人及其持有目的等因素的影响，这样可避免资产或负债计量中的一些武断的标准并减少管理当局操纵会计数字的空间。与此相比，历史成本计量属性却会使相同的金融资产变得不同，使不同的金融资产变得相同，甚至会误导决策。再次，由于公允价值是市场的无偏定价，所以同一会计主体各个会计期间以及不同会计主体之间，计量技术都是一致的，使会计信息的可比性大大增强。在预测功能方面，由于公允价值能够及时地确认市场条件变化所引起的资产、负债价值的变化，不断满足外部投资者对公司价值信息的需求，从而就具有历史成本所不可比拟的预测价值。实证研究表明，公允价值具有相关性质量特征，如MaryE.Barthetal(1996)检验了美国1992年和1993年银行的数据，样本银行占到了美国所有商业银行总资产和总存款的90％。研究发现，商业银行的股价确实会反映银行披露的公允价值信息；商业银行的健康状况越差，投资者对银行贷款定的权重越低；在披露公允价值的主要资产和负债中，尤其是贷款，公允价值对股价的解释能力显著优于历史成本。这证明银行金融工具的公允价值披露具有价值相关性。因此，公允价值与历史成本相比，能更加准确地反映企业的财务状况和经营成果，从而为信息使用者提供与决策更相关的信息。
材料与方法
关于流坑村，几年来我们已经发表了多篇文章[4]，故这里不重复介绍。本文所使用的基本资料──《抚乐流坑董氏复彦房谱》，是流坑董氏第三级宗族组织中最大的一房──复彦房的房谱。流坑现能看到的20余种族谱中，唯一的大宗谱修成于万历十年（1582年），早期的记载也并不完整，用于计量研究不够理想。而八个二级宗族组织的宗谱，最后编修时间多属清代，只有文晃房谱成于1936年，历时最长，内容也很充实，可惜我们未能借出复印，暂时无法使用。故只好退而求其次，根据成谱时间、内容和保存情况，以流坑董氏房之一的胤隆房下之复彦房房谱作为研究对象。
复彦房的房祖，是流坑董氏第19代的复彦公，由此下至第36代，共18代。该谱记载的人口历时跨度，从明中期的1436到民国的1936年，正好500年。由于记载开始时流坑宗族组织已经高度发展，按时修谱有制度保障，本房士绅亦比较多，故内容较为翔实和完备。另外本房是流坑诸房人数最多者之一，又绝大多数居于流坑，在外者很少，所以数据更具完整性。
本谱样本总数为7083人，其中男性4349人，女性2734人（均为男性配偶）。男性生年记录可确知和大致推出者4260人，占男性人口的97.95％；女性则为2297人，占女性人口的84.02％。男性有卒年记录以及修谱时尚存活者2510人，占男性人口的57.71％；女性为1956人，占71.54％。生卒年记录均详的，男性1969人，占男性人口的45.27％；女性1530人，占55.96％；如包括修谱时尚存活者，则男性为2509人，占57.69％，女性1915人，占70.04％。
由此可见，复彦房谱的人口记录不仅数量较大，而且相对而言也较为完整[5]。特别是3499个生卒年俱详的记录，对我们分析人口状况及其变动，尤为重要的资料。
这样一个有30个字段的数据库，基本可以全面反映该谱的所有人口信息，并较为方便地编制程序进行各种统计和检索。
婚姻基本状况
一、婚姻缔结
*比率此项，所统计仅为22代至34代，而略去了基数太小的19、20、21代和修谱时年龄尚小的35、36代。
根据上表，我们可以得出以下几点认识：
第一，复彦房男子结婚人数（等于全部配偶数）只占全部男子数的57.8％左右。这个比例，在已有的统计数字中是比较低的（如刘翠溶对南方23个家族的同一统计数字是65.9％[6]，而毗邻的宜黄北山黄氏则为71％。）。由于本数字已经略去了修谱时年龄普遍尚小的世代，且漏载数量不会很多，所以导致其偏低的可能原因只有两个，即早卒未婚和成年未婚的人数较多。据上表，50岁以上未婚而卒的男子为66人，占1.5％。因这个数字仅是有生卒时间者，故偏低；如与生卒时间俱全的男子总数相比，则上升到2.6％。笔者另统计了30岁以上到50岁以下死亡的未婚男子，结果是占男子总数的2％和生卒时间俱全的男子3.4％。但二者相加最高仍不超过6％，说明男子30岁以下未婚而卒的达34％以上，即未婚的主要原因是早卒，排除这一因素，结婚是极为普遍的。然而男子未婚数量之大，毕竟值得注意，这将对生育率产生直接的影响，也从一个特定方面证明流坑未成年男性死亡率较高的事实。
第二，该房男子有较高的再婚率。在传统社会中，由于死亡率高，较高的再婚率乃是普遍的事实。但是流坑继室与元配比为22％，不仅大于宜黄黄氏家族的15.5％，也大于刘翠溶调查的23个南方家族中的任何一个（以下所称南方家族，均指此），并比其平均数字高出近一倍。本谱中妻子被丈夫生出的情况极为少见，不构成再婚的一个要素。求其缘故，当地童养媳较多似为一重要原因。道光年间，流坑一位老儒提到家族中“童养之妇，世俗动以未合不成妇而为辞，往往兄亡
弟收，弟亡兄收”；又反对溺女，赞成“与他姓童养为妇”[7]，可证当地有此习俗。检索本谱有确切生卒时间的成员，有13位夭亡于10岁以下的男孩是已婚之身，另有9位元配死亡年龄在10岁以下，因本谱对配偶未过门即死亡的均有说明，则这些男孩的妻子和早死的元配属于童养媳无疑。而下面我们会看到，流坑元配妻子的结婚年龄明显低于其他地方，说明童养媳可能非常普遍。由于她们具有更多的死亡历时，所以童养媳多必然导致男子的再婚率高的事实。再看这里的男子三婚率和四婚率，分别为18.3％和18.6％，也高于刘氏的数字，似也可以由此得到解释。
第三，复彦房男子纳妾的现象较少。妾只占全部配偶的0.6％，在刘氏研究的南方家族中居于非常低的水平而大大低于平均数（3.7％）。从另一个角度看，纳妾男子只占结婚男性的0.89％（21位侧室分属19位男性），也充分说明了这一事实。据刘氏的研究，城镇家族的纳妾比例较高，以江西本省的南昌东关甘氏为例，其比例为8％，13倍于复彦房。流坑基本上属于农村聚落，低于城镇家族亦在情理之中。但值得注意的是，第一，宜黄黄氏家族的纳妾比例也比较低，为2.3％，这也许示意着赣中农村的共性；第二，复彦房纳妾行为始于27代，其时间大致为17世纪末到18世纪中叶，正好是该房竹木贸易大发展的时期，这不是偶然的。再看表二：
*此二人均纳二妾。
从表二可知，取妾者近70％为有各种身分之人，平民只占31.6％（纳妾数则为28.6％）。而根据我们的研究，这些有身分之人除儒士（童生）和秀才外，全是通过捐纳取得地位的，且几乎全是商人。即使是表二之平民和童生、秀才中，也有若干商人子弟。所以我们可以认为，流坑士绅特别是商人家庭，纳妾的可能性远大于一般家庭；也就是说，流坑清代纳妾现象的发展，和当地竹木贸易的发展直接相关。这和刘翠溶的研究有一致之处。
二、初婚年龄、夫妻年龄差和平均年龄
初婚年龄，族谱中均不记载，但可以通过父母（元配）与长子的年龄差大致加以推断。笔者将复彦房无女儿的家庭挑出，统计得到该房长子出生时夫妻的平均年龄，夫龄为28.70岁，妻龄为23.12岁。而刘翠溶对南方十五个家族的统计数字是，夫龄在27至31之间（笔者据以计算其平均数为28.56），元配年龄为24至25岁（平均数24.76）之间。两相比较，流坑男性在长子出生时的年龄非常接均数字，但女性则低于平均数1.64岁，也低于十五个家族中的任何一个，说明流坑女性婚龄显著偏小。如果我们按照刘女士的推算方法，假定由结婚到长子出生间隔为三年[8]，那么流坑的平均初婚年龄大约在男25.70，女20.12岁左右。这组数字的意义在于，虽然大量存在早婚的事实，但男性平均婚龄并不太小，也就是说实际上仍有相当多的人是在比较大的年龄上才结婚的。而女性婚龄偏小，可能印证了当地收养童养媳之风较甚，这在上面已经提到了。
依据族谱中每一对夫妻生日（如果有记载的话），即可以知道他们之间的年龄差。表三的第一栏即是元配、继室和侧室与丈夫的平均年龄差。丈夫比元配要大近5岁（这和上面根据长子生育时间计算出来的初婚年龄差5.58岁相近），这是一个比较高的数据[9]，再次证明了女性结婚年龄偏低的事实。而且显然，随着婚姻次数的增加，丈夫与配偶之间的年龄差距也逐渐拉大。这表明，流坑男性在妻子死后再次结婚时，更倾向于选择较年轻因而可能未婚的女性。而比较年轻女性的家长愿意把女儿嫁给董氏年龄较大的男子，则可能是董氏在当地有较为突出的社会和经济地位所致。
不过尽管如此，我们仍然可以发现有一定数量的女性年龄大于她们的丈夫。元配组为五分之一强，这个数字在北方地区无足称道，但在南方就是特别高者。就是继室组也高达8.68％，接近于南方地区一些家族元配的水平[10]。甚至再继之中，她们也依然存在。故而流坑男子娶妻并无男必须大于女的约束。但检索的结果表明，极少有妻子比丈夫大10岁以上的事实（元配亦只有0.14％），而且还有一部分大妻其实与丈夫为同年出生的同龄人（元配3.01％，继室1.74％），这与丈夫常常大于妻子20、30岁形成了鲜明的对比。
根据生卒时间俱全的记录，统计得到复彦房男性平均年龄为42.84岁，女性为47.04岁。女性寿命长于男子，这是一般的通例，可是这里女性平均年龄超过男性较多，原因在于女性多为成年嫁入，不像男性有许多夭殇者进入统计。
三、守寡与醮出
由于复彦谱对女性生、卒记载不如男性详尽，特别是醮出者的卒年一律阙如，表四a、b的守寡数字，只是配偶双方有明确生、卒时间记录从而可以判定的寡妇和有“出”即醮出记载的寡妇数字，很不完全。尽管如此，其仍然可以帮助了解流坑女性守寡和出醮的一些情况。本表只列出数据较充分的元、继配的数字，再继和三继因数据较少从略，但保留侧室的数据以为参照。
复彦房的妇女元配守寡的比例为43.89％，继室为45.59％，总比例为47.28％，接近半数。虽然明显低于刘翠溶的南方15家族57.9％的平均守寡率，但也还合理。值得注意的是元配45岁以上的守寡人数少于45岁以下者，与南方诸家族情形完全相反，只有继室是45岁以上组大于以下组。如果不是因为有大量无法归属的数据存在影响了计算精确的话，则首要的一个原因可能是，复彦房未成年男性的死亡率较高，这对元配45岁以下守寡比例较高是有影响的。而且刘氏的45岁以下组只包括20到44岁的妻子，没有计入事实上并不算少的20岁以下的寡妇（如上面提到的童养媳中的一些人及其他低龄妻子）。复彦房元配中20岁以下的寡妇为43人，占总数的6.07％，减去她们后差距就有所减少（46.61对33.90变为40.54对33.90）。从理论上说，该房妻子的平均寿命是47.04岁，丈夫的平均寿命为42.84岁，由于妇女婚龄偏低，夫妇之间有约5岁的年龄差，故妇女37岁时就有极大的守寡可能性，所以45岁以上者守寡比例有限。
另外从总体上看，随着婚姻次数的增加，续娶配偶守寡的比例也有所提高，这显然是因为继妻与丈夫的年龄差越来越大的缘故。
再看醮出。复彦房共有元配女子235人醮出，是所观察的元配寡妇总数的33.19％。即是说，大体上守寡的元配里面，每三个就有一个改嫁。而在总体上，大约每四个寡妇会有一人改嫁。所以，宋代以来理学家们和政府努力提倡的极度贞节观，在赣中农村和许多地方一样，实际上并未能成为支配的观念。当时流坑的一位士人说：“守贞难得三从，自是经常；逐物易移再醮，亦属权变。与其奔而玷户，不如改节以栖身”[11]，这很可以说明当时社区精英们对此也是持宽容态度的。当然，流坑至今还能发现一些清代官员表彰节烈女子的牌匾，族谱里面也不乏类似的文字和榜样，但这种极力的赞美与提倡，恰恰说明当时社区中大量存在的，其实是相反的事实（复彦房谱的《贞节传》收入33人，仅占妇女总数的1.21％而已）。
再一个明显的情况是，45岁以下寡妇改嫁的比例远远超过以上者。表中元配是15倍，继室则是8倍。计算两组寡妇改嫁的比例（醮出人数/守寡人数），45岁以下组为26.05％，以上组则为2.32％。前者也是后者的11.23倍。因为有大量不详归属于何组的寡妇和醮出者，这两个比例肯定都偏小。如果将不详归属的寡妇按1:1分到两组，即使按照2:1的比例分配不详归属的醮出者，45岁以下者仍将达到43.83％，以上者则为17.97％；如按3:1分配醮出者，这两个数字则为46.60％和11.89％。可以认为，复彦房的妻子如果不到45岁死去丈夫，近半数甚至更多会改嫁；以上组就少得多，最多不会超过20％。
复彦房娶进女子与女儿所嫁姓氏极其近似。前十位中有9个相同，而且位次和总比例也很接近。前二十位中则有18个相同，即90％保持一致。这说明，该房无论嫁娶，通婚对象均很一致，而且主要是固定在一二十个姓氏上（按:通婚姓氏总数为107个）。这种通婚对象的相近有诸多原因（详下），其中亦包括“亲上加亲”的传统习俗，以及在社会交往较少的情况下出嫁女性在助成婚姻方面的重要作用。能够说明这一点的一个现象是，谱中母亲和女儿出嫁对象的姓氏往往相同。房谱共计949位女性有生女记载，生女2243人，内1240人有所嫁姓氏记载，而与母姓相同的为135人。可知14.23％的母亲至少有一位女儿会嫁给自己的同姓；10.89％女儿的夫君与母亲同姓。如果说这一比例还不算高的话，房谱还表明，有更大数量的女儿出嫁后婆家之姓与其继母、嫂子或婶子相同，这更能反映同样的事实。
根据梁洪生对流坑其他房支明中期到近代婚入姓氏的统计，胤明房前15位依次为王、陈、曾、黄、丁、张、胡、谭、吴、邓、詹、徐、袁、乐、邱；坦然公房为王、陈、曾、丁、邱、黄、谭、张、詹、元、邓、阙、刘、谢。比较起来，复彦房前15名与二者相同的均有10位（66.67％）。这说明整个流坑的通婚对象有很大的共同性。但某些姓氏的出入，特别是某些房位置在前的姓氏在另一房可能位次很后，如复彦房列第九的谢氏在胤明房的的前15名中踪迹皆无，而胤明房的乐氏和坦然房的阙氏在复彦房的通婚对象中仅都只有0.32％，仅在30位左右。个中差别，说明各房的通婚对象亦具有一定的特点。
复彦房90％以上的通婚对象在本县范围内，这是传统农村社区带有普遍性的现实。但有两个现象应该关注：一是仍然有一定的跨县甚至跨省的婚姻，主要是入嫁女性有11.34％来自县外；二是娶入和出嫁，亦即男女两方面之通婚地域有微妙的差异，男子在外县娶妻的比例大大高于女儿出嫁到外县，且有1.14％的跨省婚姻。这表示，当地婚姻并不是完全封闭的，男性获得配偶的范围尤较女性为大。仔细观察上述地点可以发现，县外婚姻较多地集中在永丰和赣江、长江水道上（湖北一例为小池，江苏一例为南京）。流坑所在的“下乐安”地区本属永丰，南宋才分出，但历来方言、风俗一致，交通便利，至今居民心理上仍很亲密。而恩江经永丰下注赣江，经吉水、樟树、丰城、南昌、鄱阳湖到长江中下游的水道，则是流坑竹木贸易的主要路线。明乎此，就可以理解上述地点的分布。另外跨省婚姻中湖南和浙江两例，都是外出做官者娶的侧室，乃是男性社会政治活动的结果。所以，这里传统社会中主要由男子进行的各种超越社区的经济、文化和政治等方面的行为，是部分打破通婚圈的封闭的主要原因。
同姓氏一样，在复彦房100个左右的通婚地点中，有一二十个最集中的地点，而全部又都在乐安南部的恩江流域即所谓“上乐安”地区，具有非常高集中性。从地图上看，这块地域南北约50公里，东西40公里，即董氏的主要通婚圈。由于大族聚族而居，所以这和上面姓氏的集中实际上是相通的。虽然同地未必同姓，但同姓的比例很高。以几个大姓为例，见表十：
上表是根据谱中出嫁地和所嫁姓氏俱全的记录，统计得出的从十大通婚姓氏主要居住地婚入女子在所有同姓配偶中所占比例。其从近80％到20％不等，成为相同姓氏中的主要通婚对象。其实，有不少同姓本为一支所孽，如谭港、员陂、官庄等处的黄氏，水南和莲河等处的丁氏，将他们合并计算后，黄、丁二氏的比例即上升到53.85％和97.22％。所以流坑董氏的通婚对象，实际上主要为一些类似董氏这样在当地有地位和影响的聚族而居的大家族。当然，也有的地方杂居程度很高，如县城21个婚入的女子分属10个姓氏，这是城镇的特别之处，体现了流坑董姓在县境内的地位及其与县城士绅的较深关系。
流坑的婚姻，确实存在着一个空间狭小、大家族之间世为婚姻的固定圈子，这是不容置疑的。这种圈子的形成，除了是上面指出的历史、风俗和交通、商贸等因素的产物，还与乡村宗族成员和精英人物试图获取和保持社会声望和地位，维系宗族组织的稳固与和谐相关联。明代中、期以来一批董氏士绅不断地在加强宗族的制度化，其中就包括加强婚姻限制。由知县董极撰写的万历大宗谱之祠规，明定可以通婚的若干“乡中世姓与凡清白守礼之家”。有敢于“开列之外，乖乱成法，”“贪利忍耻，将男女约婚小姓”者，处以“罚银十两”和“追谱黜族”的严厉处分[13]，在若干族谱里我们看到一些具体事例，证明这一规定曾确实得到执行，其对世婚的确定和维持作用，自不待言。所以，至少在较早的谱牒中，出嫁地和嫁入地的明确记载，是有一定的社会意义的。
然而也需看到，复彦房存在着不少与小姓结婚的例子，约40个仅一、二见的婚入姓氏，恐怕多属于此。其中如芜头的周氏，烧元的李氏，在其他房谱内明见娶而受罚的记录；又如蓝、钟、赖、雷之类的姓氏，应为客家山民，也不属于世族。更值得注意的是有两个族人娶了本村的外姓女子（一姓李，一姓罗），我们知道，村中极少数的外姓人均为董族的佃仆贱役，其为严禁通婚的对象无疑。可是复彦谱中竟无一人因此而有受处罚的记录，令人嘱目。这些现象较多发生在29代也就是清代中期以后，可能表明随着乾隆以来人口的急剧增长和商贸活动的发展，流坑通婚世姓的传统规条有所松动。这对于我们研究流坑董氏家族的解体过程，有一定的意义。不过，某些房这一时期制定的家法还在强调“娶必相当，先分良贱；配非其偶，重玷门楣。如果贪财辱宗，定行削谱黜族”[14]，并且确有具体记载，表明各房之间这种松动的程度是不同的。
进一步观察复彦房绅士家庭的婚姻情况，我们还可以得出一些有趣的认识。这里所说的绅士，是指包括童生以上有科举名分或通过捐纳、军功等途径得以取得散官或实职者。请看表十一和表十二：
比较表十一、十二可以看出：复彦房的士绅无论娶妻嫁女，在可能的情况下总是追求门当户对，所以该房绝大多数对方为绅士的婚姻（婚入为93.75％，出嫁为82.35％）都发生在这个圈子里头，普通成员极少。反过来说，对方之所以愿意与其通婚，也是因为其社会地位相近。表十三可以进一步说明这一点：由表中可见，复彦房的士绅主要是两类人，一是低级的科举功名的获得者，一是捐纳人员（本表国学以下至议叙全为捐纳所至），二者的地位都不高。他们的亲家，也完全是这两类低级士绅。但他们之间同一身分者数量多较悬殊，则表明他们在结亲时并不要求绝对对等，两类人员间也没有明显的隔阂。超级秘书网
但是在另一方面，事实上他们也远远达不到真正的门户相当。只有7.59％的士绅在娶妻时、7.09％的士绅在嫁女时能够如愿以偿，大部分则只能与平民通婚。从全房的范围来说，在婚入和出嫁的两种场合，董氏的亲家中绅士都只占1％多一点，所以实际上，当地社区中士绅通婚的次数，在总数中是不足道的。复彦房的绅士人数该房是男性成员的9.08％（395/4349），其和亲家的差距也许反映了流坑绅士比例较高的特点（流坑董氏利用族大人繁、控扼河流，垄断流域的竹木贸易后，大量捐纳职、监和资助子弟读书，形成了较大的商人和生、监群体，这方面深入的计量研究，将另文探讨），这也是他们会较多地与平民通婚的原因之一。当然这些平民可能较为富有，而不是下层的贫民。
注释：
[1]本文是流坑研究计划的一部分。该项研究工作主要由江西师大历史系的梁洪生副教授和我进行，并得到了周銮书研究员、郑振满博士的指导和香港科技大学人文学部的资助。本文计算和写作过程中，又得到了曹树基博士和胡振鹏博士的热忱帮助，在此一并致谢。
[2]刘女士有关研究成果很多，最集中和完整的见《明清时期家族人口与社会经济变迁》，台湾中央研究院经济研究所，1988年6月。
[3]《宜黄北山黄氏之成长与社会经济活动》，《第二届国际汉学会议论文集》，台北，1989。以下有关这个家族的情况，均据此文。
[3]梁洪生：《家族组织的整合与乡绅──乐安流坑村“彰义堂”祭祀历史考察》；邵鸿：《竹木贸易与明清赣中山区土著宗族社会之变迁──乐安县流坑村的个案研究》，俱见周天游主编：《地域社会与传统中国》，西北大学出版社，1995年10月。梁洪生：《社区建设实验──江右王门学者与流坑村》，1995年香港“经营文化：中国社会单元之组织与营运”学术讨论会论文。梁洪生：《流坑村何杨神崇拜考述》；邵鸿：《明代江西农村社区中的会──以乐安县流坑村为例》，俱见《南昌大学学报》赣文化专号，1996年。
[4]刘翠溶上揭书中所研究的族谱，知道生年者为80-68％，卒年为40％左右，见该书第一章。又刘氏研究的北山黄氏族谱，生年详知的男子占97％，女子占72％；卒年详知者男子占56％，女子占43％，刘氏已认为“此谱对于成员的生命日期记载相当完整。”
论文摘要:文章试图对通信业对经济增长的贡献作一定的计量分析。为此,首先将国内部门分为通信产业部门和非通信产业部门,并以这两部门的生产函数为基础,推出最终的计量模型,然后根据有关的数据对模型进行回归分析。分析结果表明,通信业对经济增长的综合边际产出贡献很高,从而说明对通信业应该继续加大投入,引导和扶持通信产业的发展,发挥通信业的先导作用,进一步来促进国民经济持续稳定的增长。
引言
通信业是国民经济的基础性、先导性、支柱性产业。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。
通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。在经济增长方式转变和经济结构调整的历史性进程中,通信业的重要性只会加强,不会削弱。回顾改革开放的发展历程,我们可以发现,作为国民经济的基础行业,通信业从弱小到强大、从落后到先进、从曾是制约经济发展的“瓶颈”到成为国民经济的先导产业,实现了质的飞跃。通信业在国民经济中的地位不断提高,对经济发展起到了巨大的拉动作用。然而,通信业与经济增长的关系如何?通信业对经济增长的拉动作用究竟有大?本文尝试用计量经济模型对此进行探讨。
1计量模型分析
1.1理论模型
本文尝试用菲德模型来分析通信业对国民经济的贡献。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一个用于测算出口对经济增长作用的两部门模型。该模型把社会经济活动分为出口和非出口两个部门,由于出口部门面对的是国际市场,激烈的竞争促使它不断提高其生产技术水平和管理水平,非出口部门正好吸收这种由于生产技术水平和管理水平提高带来的外溢效应,从而增强其自身实力。因此,出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增量大。菲德的两部门模型就是用来估计出口对于非出口部门外溢作用以及出口与非出口部门之间要素生产力差别的数学模型。
通信产业作为一个部门,与经济中其他部门的联系十分重要,任何希望估计通信产业对国民经济的影响,必须关注通信产业对非通信产业的外溢作用。鉴于通信产业对经济增长的直接作用和外溢作用,将借鉴菲德提出的两部门模型来测度通信产业对经济增长的贡献。与菲德模型的思路相似,把通信产业对经济增长的作用类同于出口对经济增长的作用,将国内部门划分为通信产业部门和非通信产业部门。
模型建立如下:设各自的生产方程为:
P=f(Lp,Kp)(1)
N=g(Ln,Kn,P)(2)
其中P和N分别代表通信产业部门和非通信产业部门两部门的产出量,L和K分别代表劳动力和资本两大生产要素,下标代表部门。(2)式生产函数假设,通信产业的产出水平P将影响非通信产业部门的产出。
劳动力(L)与资本(K)总量可以表达为:
L=Lp+Ln(3)
K=Kp+Kn(4)
社会总产品(Y)就是两部门产品之和,即:Y=P+N(5)
菲德模型将不同部门的劳动和资本边际生产力的相互关系表达如下形式:
其中fl代表通信产业部门劳动力的边际产出,fk代表通信产业部门资本的边际产出,gl代表非通信产业部门劳动力的边际产出,gk代表非通信产业部门资本的边际产出,δ是两个部门之间相对边际生产力的差异,理论上可以大于、等于或小于零,正的δ意味着通信产业部门的相对边际生产力高于非通信产业部门。
对(5)的两边求微分得:
dY=dN+dP=gkdKn+gldLn+gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)
根据(3)、(4)、(5)、(6)、(7),可以推导出如下回归方程:
(8)式中,α、β表示非通信产业部门资本和劳动力的边际生产力;γ代表通信产业部门对经济增长的全部作用,为通信产业的外溢作用)分别是总产出、劳动力和通信产业产出的增长率;P/Y是通信业产出占总产出的比例。将国内投资视同于资本存量的增量,由于资本存量的增量在统计数据中不存在,一般用固定资产投资来代替。于是(8)式可以改写为:
参数γ代表通信产业外溢作用与两部门间要素生产力差异两种作用之和。将一个常数项和一个随机误差项加入到方程(9)中,同时假定随机误差项具有零均值、同方差的特性,则方程(9)就成为所需要的回归方程。
通过方程(10),对的系数γ的估计,可以得到通信产业部门对于经济增长的全部作用;需要说明的是,该模型将整个经济区分为两个部门是一种理论上的简化。同时,非通信产业的产出不仅依赖于配置在本部门的劳动和资本要素,还取决于同一时期通信产业的产出量。因此,这里存在着一个假设:通信产业部门对经济中其他部门的外溢作用发生在同一时期。这个假定与现实可能不太相符,但使用时间序列数据进行回归分析,对分析结果影响不会太大。
1.2样本的选择
在本模型的计算过程中,Y用国内生产总值(GDP)来代替,GDP用当年价格计算。L用年末从业人数表示,从业人数合计指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际使用情况。I用历年全社会固定资产投资来代替,它包括了国有经济、集体经济、个体经济和其他经济成分历年的固定资产投资之和,是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。通信产业部门的产出P用每年通信业务总量代表。样本区间为1998-2005年。样本选取时间从98年开始,是因为1998年邮电分家,通信业对国民经济的带动作用显著。上述指标的相关数据均取自《中国统计年鉴》和《中国通信年鉴》。如表1所示:
该回归模型采用的数据是时间序列数据,为了消除数据的波动性,我们对数据进行了平均平滑处理。处理数据结果如下表2所示:
1.3模型回归结果
利用EVIEW统计软件对方程(10)做LS回归,结果如表3所示:
从方程(10)的回归结果看,所有的回归系数估计值α、β和γ都通过了统计的显著性检验,R2达0·671254表明了方程的拟合效果好。从方程(10)的估计结果,得到最关心的系数γ的估计值为1·764966,γ就是通信业对国民经济的全部作用。γ=1·764966的含义是:假设其他条件不变,通信部门每多生产出一单位的产出,国民经济将增加1·764966单位的产出。
2结束语
通过以上的计量分析,得出的结果是:通信业对国民经济的全部作用参数的估计值γ为1·764966,也就是说,假定其他条件不变,通信业每多生产一单位的产出,整个国民经济GDP将增加1·764966单位的产出。这就说明了通信业对国民经济增长带来的巨大作用。
通信业对国民经济贡献不仅包括对GDP的直接贡献,其更大的贡献在于对国民经济发展和人民生活水平提高所产生的渗透作用与倍增作用,尤其是对其他产业的推动和带动作用。随着我国经济结构调整、增长方式改变、资源节约利用等改革需求越来越迫切,通信业作为国民经济的先导性、基础性和支柱性产业,必须为有效推进国民经济转型做出更新更大的贡献。这不仅要求通信业加快自身发展,更要求通过它改变人们的经济行为,改造提升其他产业,提高社会的整体经济效率。通信业的发展带动相关产业群发展,体现了信息经济的发展趋势,改变产业结构,使之更具活力;它还创造了大量就业机会,改变就业结构和劳动力素质。通信业已成为社会政治、经济、文化和人民生活不可或缺的一部分,是当前及未来社会生产和生活的重要支撑。基于上述的计量分析结果,笔者认为应该加快通信业的发展,在生产要素的投入上要向通信业倾斜,以发挥通信业的高效率,进而带动整个国民经济的发展。
参考文献
关键词：经济集聚；经济增长；空间计量模型
一、引言及文献综述
纵观世界经济的发展历史，经济的空间集聚是一种普遍存在的现象，正如克鲁格曼所言：“经济活动最突出的地理特征是什么?一个简短的回答肯定是集中”。与经济的空间集聚相伴而生的是区域经济增长的非均衡化以及地区差距的扩大。作为中国经济增长最快、最具活力的省区之一，江苏省内部表现出很强的经济集聚趋势，同时一直受到经济发展不平衡问题的困扰，地区间差距在最近20年迅速扩大。集聚是否是导致地区经济增长差异的重要因素?本文拟对这一问题进行实证研究。
长久以来，经济增长与经济集聚的研究几乎互不相关。然而，现实表明，经济活动的空间聚集与经济增长是很难被分割的两个过程。20世纪90年代后期，一些新经济地理学领域内的学者开始尝试整合新经济地理学与新增长理论，在统一的理论框架下探讨集聚与增长之间的相互作用，其中开创性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他们通过强调技术外溢和空间集聚的相互作用，为解释经济集聚和经济增长之间的内在联系提供了一个非常清晰和简明的理论分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基础上通过改进研发部门的生产函数和熟练工人的动态迁移过程，给出了一个数学分析更加容易、分析结果更加具体的整合模型。Dupont(2007)也在集聚与内生增长的框架下，分析了经济一体化过程对区域差异和不平等的影响。他们的研究表明：集聚对于整体的经济增长是有利的，地理位置会影响到经济增长。
伴随着理论研究的深入，经济学家开始针对经济集聚与经济增长之间的关系展开实证研究。许多研究验证了集聚的增长促进效应。如Ciccone(2002)使用5个欧洲国家NUTS第3级地区的数据分析了就业密度对于平均劳动生产率的影响，发现制造业与服务业活动的集聚的确对区域经济的增长具有正面效应。Henderson(2003)使用70个国家1960-1990年的面板数据，发现城市首位度(一国最大城市份额)在低收入国家有利于经济增长。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地区1980-2000年的数据，探讨了区域内经济活动空间集中对增长绩效的影响，发现生产活动的内部空间分布越不平衡的地区增长越快。但也有部分研究得出了与理论预测相反的结论，如Sbergami(2002)使用6个欧盟成员国1984～1995年的跨国面板数据对经济增长率和经济集聚相互关系进行实证检验，研究结果发现。高技术行业、中等技术和低技术行业的集聚对于经济增长率的影响都是负面的。㈣更为复杂的是，空间集聚对经济增长的影响可能是非线性的，在发展的早期阶段，集聚促进增长；但当达到某个收入水平后，集聚对经济增长就没有作用，甚至有害于经济增长。这一假说得到了Brulhart和Sbergami(2009)的验证，他们利用跨部门OLS和动态面板GMM估计方法研究了一国经济活动的空间集聚对国家层面增长的影响，发现只在经济发展的某一水平集聚才能推动GDP增长，关键水平约为人均10000美元。
针对中国的经济集聚与经济增长问题，范剑勇(2004)认为，中国现阶段仍处于“产业高集聚、地区低专业化”的状况，国内市场一体化水平总体上仍较低，且滞后于对外的一体化水平，这一现状使得制造业集中于东部沿海地区，无法向中部地区转移，进而推动地区差距不断扩大。㈣张艳、刘亮(2007)运用工具变量法，基于中国城市的面板数据实证检验了经济集聚对于城市人均实际GDP的影响，结果发现，经济集聚具有内生性，它对于城市经济增长具有显著的促进作用。张卉、詹宇波、周凯(2007)构造了产业间集聚指数和产业内集聚指数，并以此作为解释变量实证检验了中国产业集聚与劳动生产率和经济增长的内在关系。他们的研究发现，产业内集聚和产业间集聚都对中国经济增长存在显著影响。吴利学、傅晓霞(2008)以规模报酬递增为基础构建了一个包含集聚经济的生产函数，分析了城市化和市场化对中国各地区集聚经济效应的影响，他们的实证研究发现，中国各地区集聚经济效应显著，且集聚经济效应在地区经济增长中作用明显。马君潞、郭威(2007)通过对我国分省面板数据的实证分析表明，提升一个地区吸引外商直接投资的能力很大程度上取决于该地区的集聚经济环境，因此，积累集聚经济优势是吸引外资、促进区域经济增长的途径之一。
在这些实证分析中，虽然有的研究也考虑到了不同地区差异的影响并以地区虚拟变量来衡量，但从本质上看，区域总是被当成一个独立的个体进行分析，区域间潜在的相互影响往往被忽略。事实上，任何一个地区的经济都不可能独立存在，它总是与其他经济体存在着千丝万缕的联系。但在多数研究中，这一观点都还没有被正式引入模型进行实证分析。
空间计量经济学是在横截面或面板数据中研究经济单位的空间相互作用，近年来越来越受到学术界的关注。一些学者开始运用空间计量方法，明确将地理空间因素考虑到经济集聚与经济增长的实证研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省级横截面数据，从空间经济学的视角研究了中国经济增长问题，并指出中国区域经济增长的来源主要是非农业劳动力增长率、制造业产出、资本积累和实际的外商直接投资。林光平、龙志和及吴梅(2005)采用空间计量经济方法，研究我国28个省(市、区)1978～2002年间人均GDP的卢收敛情况，认为随着经济体制改革的深入，地区间的空间相关性对各地区经济增长的作用越来越大，我国地区间经济存在收敛性，但是它的估计值表现出增大的趋势。”吴玉鸣(2007)运用空间计量经济学模型，对2000年中国2030个县域的增长集聚与差异进行了空间计量分析，结果表明，中国县域经济增长不仅与人力资本、城市化、工业化、信息化等因素密切相关，而且与相邻县域的经济增长之间存在一定的空间依赖性。㈣符淼(2009)采用空间计量分析方法对技术传播的空间模式进行了实证研究，发现技术和经济活动都存在局部集聚，技术集聚度高于经济集聚，且两者的集聚度随时间增强，地理分布高度一致。随地理距离快速下降的技术溢出效应是导致局部集聚和东西部发展不均衡问题的原因之一。
针对江苏经济表现出来的空间集聚现象与地区差距问题，本文拟采用空间计量经济模型，对江苏省县域经济集聚与经济增长的关系进行实证检验。
二、江苏省县域经济活动的空间相关性
首先，画出江苏省2007年县域人均GDP的空间分布四分图(图1)。按照人均GDP的大小，65个县域被平均分为4组，以颜色的深浅代表相应县域的人均GDP的大小。由图1可见，江苏省县域层次的经济活动在地理分布上是极不均衡的，呈现出苏南一苏中一苏北梯度递减模式。并且邻近区域的经济指标水平基本相近，具有明显的集聚特征。
接着，通过计算县域人均GDP的MoransI指数对其空间相关性进行检验。Moran''''sI是最常用的检验空间自相关性的统计指标。利用GeoDa0.9.5软件，得出Moran''''sI=0.7445，在0.1％的概率上显著，表明江苏省县域经济的分布的确存在明显的空间相关性。
进一步，作出江苏省2007年县域人均GDP空间自相关聚类图(图2)，图中HigllHigh部分表示人均GDP高的地区被人均GDP高的地区所包围，Low-Low部分表示人均GDP低的地区被人均GDP低的地区所包围。这种分布显示出江苏省县域经济之间存在着正的空间自相关性，形成了某种空间“俱乐部”现象。人均GDP水平较高的县域(H-H地区)集中分布在苏南地区，而人均GDP水平较低的县域(L-L地区)则分布在苏北地区，地区之间经济增长差异显著。
由此可见，我们观测到的截面区域之间在地理上是一些明显具有空间依赖性的经济实体，误差项独立的假设在统计上被拒绝了，也就是说，OLS估计的结果是不可信的。因此，这里将地理空间维度引入研究中来，采用空间计量经济学模型来估计经济集聚对经济增长的影响是十分有必要的。
三、变量选取、数据来源与模型设定
(一)变量选取与数据来源
本文关心的问题是经济集聚是否会促进经济增长，因此，在进行实证检验时，需要对经济增长和经济集聚分别进行度量。本文选取人均GDP的自然对数来衡量县域经济的增长。由于各地区在人口和面积方面相差很大，因此选取人均GDP为测度指标来衡量地区经济发展差异，具有一定的客观性。关于经济集聚，本文选取第二产业区位熵、第三产业区位熵和城市化三个指标来衡量经济集聚的程度。i地区i产业的区位熵定义如下：其中：Eij表示j地区i产业的产值，∑iEij表示i产业在整个区域的总产值，∑jEij表示j地区的总产值，∑i∑jEij表示整个区域的总产值。因此，该指标的分子是j地区的i产业占整个区域该产业总产值的份额，分母是j地区的总产值占整个区域总产值的份额，通过两者的比来评价i产业在j地区的集聚程度。区位熵小于1说明该产业的集聚化水平比较低，区位熵等于或大于1说明该产业的集聚化水平较高。区位熵越大，说明该地区的这一产业在整个区域范围内的集聚程度越高。
本文中令i=1，2，3，分别表示三次产业；j=1，2，…，65，分别表示江苏省65个县域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(这里省略了下标)分别表示江苏省每个县域第一、二、三产业的区位熵，度量了三次产业在该地区的集聚程度。由于经济的集聚主要体现在第二产业和第三产业，所以选择第二产业区位熵和第三产业区位熵作为衡量经济集聚程度的两个解释变量。
此外，城市的出现也是经济集聚的一种表现。经济学家长久以来一直强调城市在经济增长中的作用，更准确地讲，城市己被看成一种主要的社会制度。城市化是一个国家、地区社会经济发展尺度的体现，城市化不但表现为人口向城镇聚集和非农人口上升，还表现为人们生产与生活方式、社会结构、价值观念由农村向城市文明升级转化的过程。因此，本文希望就城市化与经济增长之间的关系进行实证检验，这里用非乡村人口在总人口中的比重来衡量各地区城市化的程度。本文采用2007年江苏省65个县级行政区域的横截面数据，所有统计资料均来自《江苏统计年鉴(2008)》。
(二)模型设定
1经典线性回归模型
基于以上考虑，本文首先构建经典线性回归模型如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε(1)
其中，PGDP表示县域人均GDP水平，是本文的被解释变量，LQ2和LQ3分别表示第二产业和第三产业区位熵指标，URBAⅣ是城市化指标，三者用来表示经济集聚，是本文关心的解释变量。
2空间计量经济模型
针对经典线性回归模型(1)，可以通过两种不同方式引入空间依赖性。相应地，空间计量模型有两种设定形式：
第一，空间滞后模型(SLM)，在解释变量中增加一个空间滞后变量，模型的形式为：
InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε(2)其中：W是空间权重矩阵；W_PGDP是空间滞后变量，定义为W_PGDG=WlnPGDP；P是空间自回归系数；ε是误差项；其他变量的含义与原来相同。
第二，空间误差模型(SEM)，通过误差项引入空间相关性，即假设误差项是空间相关的。如果误差项是一个空间自回归过程，则模型具体形式如下：
lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u(3)其中：λ是空间误差自回归系数，Wε是空间滞后误差项。
3空间计量模型的选择
Anselin(2005)提出，可以根据拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相应的稳健性拉格朗日乘子RobustLM-Lag和RobustLM-Error，在两种空间计量模型之间进行选择。首先判断LM-Lag和LM-Error的显著性，如果两者中只有一个是显著的，那么就选择相对应的模型，即如果LM-Lag显著就用空间滞后模型，LM-Error显著就用空间误差模型。如果两者都显著，则需进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error的显著性，选择Robust指标中更显著的那一种模型。是选择空间滞后模型还是空间误差模型，下文中根据判别指标的具体情况而定。
四、实证检验与结果分析
为了进行比较，首先给出经典线性回归模型的OLS估计结果，见表1。由表1的检验结果可以看出，OLS估计的F统计量达到117.193，模型整体上非常显著。拟合优度为0，8521，说明拟合程度一般，可能与忽略了空间依赖性有关。LQ2、LQ3和URBAN系数的符号都与预期一致，均为正；LQ2、LQ3在1％的水平上显著，URBAN在5％的水平上显著。自然对数似然函数值(Loglikelihood)、赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)作为衡量模型拟合优度的指标，在下文中与空间计量模型的估计结果进行比较。
接下来，采用GeoDa0.9.5软件对OLS估计的残差进行空间依赖性检验。这里使用的江苏省县域地图数据来自中国分县行政区划界线数字化地图，①空间权重矩阵采用的是一阶Rook邻接矩阵。检验结果见表2。表2显示，Moran''''sI指数在1％的概率上显著，说明OLS估计的残差存在明显的空间自相关性，经典线性回归模型可能存在模型设定不恰当的问题。因此，这里采用OLS估计是不合适的，需要将截面单元之间的空间相关性引入模型中。具体是采用空间滞后模型还是空间误差模型，可以根据拉格朗日乘子检验的结果来决定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上显著，因此需要进一步比较RobustLM-Lag和RobustLM-Error。RobustLM-Lag在1％的水平上显著，而RobustLM-Error在10％的水平上显著，相比之下，RobustLM-Lag的显著性更强。因此，根据上文中提到的标准，选择空间滞后模型(2)更为合适。空间计量模型如果仍采用最小二乘法估计，系数估计值会有偏或者无效。这里用极大似然法(ML)进行估计。结果见表3。
首先，通过似然比检验比较原模型(不考虑空间因素的经典回归模型)与各择模型(空间滞后模型)空间自相关系数的渐进显著性。表3中SLM模型的LR值为25.4468，在1％的水平上显著，再次证明该模型中空间依赖性的存在。进一步，三个经典检验是渐进一致的，但在有限样本中，应该满足Wald>LR>LM。本文中，Wald值为28.4089，LR值为25.4468，LM-lag值为24.3492，与预期的顺序一致，说明SLM模型符合ML估计的渐进性质，模型的设定是比较合理的。
其次，根据Loglikelihood、AIC和SC比较SLM模型和经典线性模型OLS估计的拟合优度。Loglikelihood越大，模型的拟合效果越好。而AIC和SC则相反，值越小，表示拟合效果越好。由表3可见，SLM模型的Loglikelihood值为-1.3229，大于OLS估计的Loglikelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估计的相应值，说明SLM模型的拟合程度优于原经典回归模型，引入空间效应使模型的解释力有了明显增强。
最后，对SLM模型估计的系数进行分析。空间滞后变量WLNPGDP的空间自回归系数在1％的水平上显著，表明县域人均GDP增长在地理空间的邻接上表现出了较强的溢出效应。县域经济增长集聚的空间相互作用或影响的途径可以通过邻接地区而相互传递。三个衡量经济集聚的解释变量LQ2、LQ3和URBAN的符号均为正，与我们的预期一致，且均在1％的水平上显著，这一结果支持了经济集聚对于经济增长具有促进作用的结论。具体而言，LQ2的回归系数为2.3931，说明第二产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约2.39％；LQ3的回归系数为1.7357，说明第三产业的区位熵增加1，在保持其他条件不变的情况下，将使县域人均GDP增加约1.74％。LQ2和LQ3的系数比OLS估计中两者的系数均有所降低，说明OLS的估计结果可能存在向上偏误。URBAN的回归系数为0.0105，说明非乡村人口在总人口中的比重增加1％，则县域人均GDP可以增加约0.01％。与OLS估计结果相比，城市化指标的显著性有了明显提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。总体看来，第二产业的集聚对于区域经济增长的影响最为明显。
五、结论及政策含义
(一)主要结论
1江苏省县域经济具有显著的空间依赖性，邻近区域的经济增长相互影响，但这种影响以回浪效应为主，扩散效应不足，因此导致苏南苏北地区经济差距加大。由于地理区位、经济基础、经济结构、发展政策等方面所具有的优势，苏南地区集聚了大量资本、技术和人才，具有规模经济效益，自身增长迅速，成为江苏地区的“增长极”。政府希望通过增长极地区的优先增长带动周边更多地区的经济发展，发挥增长极的扩散效应。然而事实上，至少到目前为止，该增长极体现出的回浪效应——即吸引其他地方的资本、人才和技术，削弱周边地区的经济增长实力——远大于其扩散效应，从而导致发达区域更发达，落后区域更落后。因此，为了防止在这种累积循环因果作用下区域间差距的无限扩大。需要政府创造条件，引导回浪效应向扩散效应的转化。
2以产业集聚和城市化为特征的经济集聚对于经济增长具有积极作用，但这种影响是地方性的，随空间距离的增加而衰减。根据内生增长理论和新经济地理学理论，知识溢出是解释集聚和区域增长关系的重要概念之一。经济活动的空间集中会有效地促进知识溢出，推动技术进步，实现经济增长。在产业活动空间集中的区域或人口密度多样化的城市中，知识、人才在不同企业和区域的流动以及与不同群体的互动交流，促进了知识的传播扩散，进而促进技术进步。同时，企业在地理空间上的邻近不仅为面对面的交流提供了便利，而且有利于企业间前向后向的市场联系，更有利于劳动力的进一步集聚以及知识溢出。但是，知识空间溢出具有局域性特征，其影响随地理距离的增加而迅速衰减。陋瑚因此，苏南地区通过知识溢出产生的正外部性难以扩散到更远的苏北地区，导致南北差距加大。可见，如果希望通过集聚促进落后地区的经济增长，需要充分考虑到地理空间的因素。
(二)政策建议
1促进要素向苏北地区的流动，使回浪效应过渡为扩散效应。可以通过加强苏南地区与苏北地区间的统筹规划，打破地方壁垒，改善苏北地区的投资环境、贸易条件、市场条件，创造良好的人才吸引机制，鼓励资本、人才等生产要素不断由苏南向苏北地区流动，充分发挥增长极的扩散效应。
关键词采暖系统热计量既有建筑建筑节能改造
在计划经济时期，我国北方地区建设了大量的节能建筑，这些既有建筑内的采暖系统以单管顺流式为主。由于单管顺流式系统的用户，一户内有若干个产管，每根立管中的热水自上而下流过每一层的散热器后进入回水管，与大家设想的热量计量条件不同：即每一户只有一个给水入口和一个回水出口，具有测量流量和温差的条件。因此有人认为单管顺流式系统不可计量。实际上，不同的采暖系统形式，需采用不同的工作大批量制造的计量仪表。为解决既有建筑采暖系统的计量问题，我们在96年开始的中加合作项目--既有建筑节能改造中，对该问题进行了探讨。
一、单管顺充式系统供热量计量的基本原理及方法
采用单管顺流式系统的建筑物，在每一户内，是以相互独立的每一组散热器来进行供热的，户内各房间的散热器的相互独立特点，可采用按照公式（1）原理制造的计量仪表。
（1）
式中：A、b--由实验确定的散热器系数；
β1、β2、β3、β4--与散热器使用条件有关的系数；
F--散热器面积，m2；
tp--散热器平均温度，℃；
--计量仪表的采样周期，S。
由式（1）可见，只要测得室内温度及散热器平均温度，确定仪表的采样时间，即可得出散热设备放出的热量Q。测量tp的方法不同，热量计量的方式也不同。目前按照式（1）制造的仪表有两种，一种是蒸发式仪表，一种是电子式仪表。
二、既有建筑采暖系统热量的计量方法
在既有建筑改造试点项目中，采用的电子式计量仪表就是通过测量散热器的进出水温度和室内温度的方法，进行热量计量的。散热器的进出水温度传感器安装在每组散热器的进出水的支管上。这样对于一个具体房间来说，房间供热量QZ应是散热器的散热量与管道散热量之和。
即：QZ=Q+QL（2）
式中：Q--散热器散热量，J
QL--管道散热量，J。
理论分析表明，由于水温不同，每层房间的管道散热量不同。表1是一个具有6根立管、5层建筑物的管道散热量占房间供热量的百分比情况。采暖系统为异程式带跨越管的单管顺流式系统，两根立管的间距为3.3m，建筑物层高为3.0m，立管6是最远立管。由表1可知，不同楼层不同立管管道散热量是不一样的。靠近主立管处管道散热量占房间供热量的5.2%～10.1%，最远立管为4.3%～7.0%，系统平均为6.35%。如果仅计算散热器散热量，则房间的供热量将少计6.35%.
通过对欧美的采暖系统分析，我们发现，西方国家在计量中，不考虑管道散热量是由于他们使用的管道直径较小，或者有保温，或者保温后埋入地面内。这与我国的国情是不相符的。为此有必要探讨一种既能减少水温测点，又可提高计量精度的方法。
对于单管顺流式采暖系统来说，房间供热量应是散热器的散热量与管道散热量之和。由于每个房间内的管道规格不同，水温不同，因此每层房间的管道散热量不同。对于图1所示的立管来说，各层房间的供热量应为：
（2）
式中：Q3L、Q2L、Q1L--第3、2、1层管道散热量，W；
Q3、Q2、Q1--第3、2、1层散热器的散热量，W；
Q3L0、Q1L0--第3、1层编号为0的管道散热量，W；
Qg3、Qhl--第3、1层立管与供水（回水）管道相连接部分的散热量，W；
上述公式中，未知量太多，无法求解。需依据温度敏感元件的设置情况，在补充若干个方程后，即可利用计算机求出各个房间的供热量。
三、结果分析
1．无跨越管的单管顺流式采暖系统
对于一栋5层的建筑物来说，理论分析表明，无跨越管的单管顺流式采暖系统，进出水温敏感元件可减少40%。为了对各种计量方式比较，将考虑管道散热量以后，传感器不减少时的测得的房间供热量，计为方案1；将考虑管道散热量以后，传感器减少40%时测得的房间供热量，计为方案2；将不考虑管道散热量以后，传感器减少40%时的测得的房间供热量，计为方案3。经计算可知：
（1）计算管道散热量以后，方案1和方案2相比，水温敏感元件减少前后，测得的每个房间供热量基本相同。每根立管上各个房间供热量之和的最大误差为-0.33%。整栋楼各个房间供热量之和的平均误差为-0.25%。这表明采用此法，整栋楼各个房间供热量之和要多计算0.25%。
（2）如果不考虑管道散热量，方案1和方案2相比，水温敏感元件减少前后，得出的每个房间供热量相关较大。每根立管上各个房间供热量之和的最大误差为8%。整栋楼各个房间供热量这和的平均误差为7.3%。这表明采用此法，整栋楼各个房间供热量之和要少计算7.3%。
（3）方案2与方案4（水温敏感元件不减少，但不考虑管道散热量时）相比，得出每个房间供热量误差。经计算可知，如果不考虑管道散热量，每根立管上各个房间供热量之和的最大误差为10.8%。整栋楼各个房间供热量之和的平均误差为6.62%。
（4）方案3和方案1相比，得出的每个房间供热量误差。可知：靠近主立管的立管所在的顶层和底层房间，由于不考虑管道散热量，最大误差为12.2%。其余房间最大误差为10.4%。
由此可知在，利用较少的水温敏感元件，对无跨越管的单管顺流式采暖系统房间供热量计量，是完全可知地的。同时使水温敏感元件减少40%。这不但减少设备投资，而且减少安装工程量。
2．带跨越管的单侧连接的单管顺流式采暖系统
按照人们的习惯做法，带跨越管的单管顺流式采暖系统房间供热量计量方法与无跨越管的单管顺流式采暖系统一样，需在每组散热器的进出口设置温度敏感元件。理论分析表明，有跨越管的单管顺流式采暖系统，进出水温敏感元件可减少30%。为了对各种计量方式比较，将考虑管道散热量以后，传感器不减少时的测得的房间供热量，计为方案5；将考虑管道散热量以后，传感器减少30%时测得的房间供热量，计为方案6；将不考虑管道散热量以后，传感器减少30%时的测得的房间供热量，计为方案7。经比较可知：
（1）计算管道散热量以后，方案5和方案6相比，水温敏感元件减少前后，测得的每个房间供热量基本相同。整栋楼各个房间供热量之和的平均误差为0.32%。这表明采用此法，整栋楼各个房间供热量之和要少计算0.32%。
（2）如不考虑管道散热量，方案5和方案7相比，整栋楼各个房间供热量之和的平均误差为7.19%.这表明采用此法，整栋楼各个房间供热量之和要少计算7.19%。
(3)方案6和方案8(水温敏感元件不减少，但不考虑管道散热量)相比，得出的每个房间供热量误差。可知，如果不考虑管道散热量，整栋楼各个房间供热量之和平均误差为7.02%。
（4）方案7和方案5相比，得出的每个房间供热量误差。可知：靠近主立管的立管所在的顶层和底层房间，由于不考虑管道散热量，最大误差为11.4%。其余房间最大误差为10.9%。
由此可知，利用较少的水温敏感元件，对有跨越管的单管顺流式采暖系统房间供热量计量，是完全可行的。同时使水温敏感元件减少30%。这不但减少设备投资，而且减少安装工程量。
关键词：国债规模；财政收支差额；还本付息；计量分析
1引言
国债作为一个重要的政策工具，已成为各国政府不可缺少的宏观调控工具。我国1981年恢复发行国债。国债规模日趋庞大，尤其是20世纪90年代末，为阻止金融危机的冲击和对抗国内的通货紧缩趋势，我国连续6年实施以扩大国债投资为核心的积极财政政策。国债发行量大增，对刺激内需和拉动经济增长功劳巨大。但是国债发行有一个适度问题，它最终需要清偿。国债发行规模研究，既有规范分析又有实证探讨。
2模型变量的选择:影响国债规模的一般因素分析
国债规模的影响因素很多，有宏观也有微观。本文只考虑宏观的因素。选取的数据变量包括当年的国债发行额（Y），国内生产总值GDP（X1）、城乡居民储蓄存款（X2）、国家财政收支差额（X3）、到期国债还本付息额（X4）、国债累计余额（X5）、信贷规模（X6）。选取以上系统变量的原因是基于传统研究对国债发行规模所受影响因素的考虑。
第一，GDP（X1）对国债规模的影响。一国的国债发行规模明显地受制于该国的经济发展水平，一国的经济规模越大、发展水平越高，则国债发行的规模和潜力就越大。
第二，居民储蓄存款余额（X2）对国债规模的影响。居民的可支配收入用于两个项目即储蓄与消费。国债余额与居民的储蓄存款之比即居民应债率，这一指标反映的是居民的应债能力，应债率越高，则国债发行的可能规模越大。
第三，国家财政收支差额（X3）对国债规模的影响。国债发行的一个主要原因就是弥补财政赤字，所以分析国债的发行规模，就必须考虑我国的财政收入和财政支出情况。当国家财政收支差额较小时，用国债来弥补财政赤字的压力就越小，因此本文选取国家财政收支差额来综合衡量国家财政收支状况对国债规模的影响。
第四，到期国债还本付息额（X4）对国债规模的影响。国债还有偿还到期债务本息的运用，随着我国国债的发行规模逐年递增，每年需要偿还的国债本息数额也在逐年增加，2005年这一数字已达到3923.4亿元。因此，到期国债还本付息额也是国债发行规模要考虑的重要因素之一。
第五，国债累计余额（X5）对国债规模的影响。一国所能承受的国债总量是有限度的，所以国债余额也是分析国债规模的一个重要因素。
第六，货币信贷规模对国债规模的影响.由于货币政策与财政政策是政府宏观调控的两种重要工具，货币信贷规模直接影响到国债发行，两者具有相互替代作用.
3国债规模影响因素的计量模型分析
本文研究时间区间是从1992年到2005年，并选取近十年我国国债年度发行额及主要影响因素的数据作为样本数据，被解释变量为国债发行额（Y）。各解释变量分别为国内生产总值GDP（X1）、城乡居民储蓄存款（X2）、国家财政收支差额（X3）、到期国债还本付息额（X4）、国债累计余额（X5）、信贷规模（X6）。μ为随机误差项，描述除解释变量以外的因素对国债规模的干扰作用。分析的主要统计数据来自各年度的《中国统计年鉴》，分析软件是SPSS。4结论
根据数据分析可以得出结论：
首先，影响我国国债规模的最主要的因素是国家财政收支差额（X3）和到期国债还本付息额（X4）。
其次，国债发行规模与居民储蓄正相关，表明我国城乡居民是国债购买的主体的事实，说明居民储蓄为国债发行提供了空间。
再次，我国长期以来实行积极型财政政策，导致国家财政入不敷出，存在较大的国家财政收支差额，而通过发行国债是政府弥补财政收支差额的重要手段;同时，由于长期实行积极型的国债政策，在大量增发长期国债的影响下，国债到期还本付息的支出也越来越大，我国长期处于举新债还旧债的处境;.
最后，GDP是衡量国家还债能力的重要指标，当一个国家的经济规模越大，那么国债发行规模的潜力越大，但是从实际情况看，国债发行规模与当年GDP水平呈负相关关系。
参考文献
[关键词]石油行业；下游行业；需求因素
石油是现代工业和现代文明的物质基础，是国民经济不可或缺、无法替代的重要能源和工业原料，国民经济对石油具有很强的依赖性。石油一方面直接影响着一国经济的发展速度，另一方面影响着国家的经济安全。如果石油供应紧张，供不应求，势必成为遏制一国经济发展的“瓶颈”。石油既是能源，又是基础原材料，下游的石油加工、化学原料及制品和交通运输等各行业对其有很高的依存度，因此石油资源对我国整个经济都具有较大的影响力。图1反映了单位石油产量所支持的GDP总量，可以发现石油对整个经济的支持度不断提升，从2001年的每万吨支持6亿元GDP，到2006年上升为支持13亿元GDP。该指标反过来也说明了我国获得单位GDP所消耗石油数量的下降，即我国正趋向于节能经济和发展多种能源，这种趋势自最近石油价格持续上涨变得更加鲜明。由以上的分析能看到石油行业对我国整个国民经济的发展具有重要的影响，已经成为我国国民经济发展的支柱产业。因此，本文通过建立石油及其下游行业的向量自回归模型，来研究石油供需平衡以及石油下游行业需求对石油行业的冲击效应，并提出相应的政策建议，以保障石油行业对我国经济增长的平稳支持。
一、参变量的选取
石油行业是一个传统的垂向行业，我们根据《2005年按行业分能源消费量统计表》，选取石油加工及炼焦业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业和交通运输设备制造业四个下游行业来对石油行业进行需求状况分析。从表1可以看到，石油加工及炼焦业消费了原油总量的72.26％，包含交通运输、仓储和邮电通信业的交通运输设备制造业消耗了大量的石油衍生能源，化学原料及制品制造业也在能源消费中占据重要地位，因此我们选择石油行业及其主要的下游行业的销售收入数据作为各行业的需求变量，所选变量简称见表2。
从表3的结果可以看出变量oil、coki、chem、tran、fiber均仅有一个单位根，这说明他们都是一阶单整过程I(1)。可以对它们进行Johanson检验，从表4的检验结果可以看出：所选用的5个变量之间满足协整关系。这说明，所选的各下游行业的销售收入与石油行业的销售收入之间在短期内由于随机干扰，偏离均值，但在长期具有均衡关系。
2模型构建。向量自回归(VAR)模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到有多元时间序列变量组成的向量自回归模型。我们主要利用石油行业及其主要下游行业的销售收入建立了相应VAR模型，即Y=(0il，coki，chem，tran，fi．ber)。
用Eviews5．0对系统Y进行VAR分析，估计结果如下：
由上式大体可以看出，石油行业销售收入主要受其自身滞后期值的影响，另外，石油加工及炼焦业销售收入和化学原料及化学制品制造业销售收入的滞后期值对它也有一定的影响，而交通运输设备制造业销售收入和化学纤维制造业销售收入对它基本上没有影响或者说影响极为微弱。为了进一步说明各个变量间的相互作用，我们根据上面对Y1的VAR分析结果继续进行脉冲响应分析。
我们分别给石油各下游行业销售收入一个单位大小的冲击，得到关于石油行业销售收入的脉冲响应函数图。在下图2－5中，横轴表示冲击作用的滞后期间数(单位：月度)，纵轴表示石油行业销售收入(单位：亿元)，这几个图中曲线表示了脉冲响应函数，代表了石油行业销售收入对其相应下游行业销售收入的冲击的反应。虚线表示正负两倍标准差偏离带。
从图2中我们可以看出，当在本期给石油加工及炼焦业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第2期达到最高点，之后的几期内小幅度上下波动，从第5期以后开始稳定增长。这表明石油加工及炼焦业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第2期达到最大，之后逐渐回落，在第5期之后趋于稳定。即石油加工及炼焦业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应，可见石油加工及炼焦业的快速发展将带来石油消耗的增长。
从图3中我们可以看出，当在本期给化学原料及化学制品制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在第1期有个小幅度负向的波动，从第2期开始变为正向波动，在第6期达到最高点。之后的2期小幅度上下波动，从第8期以后开始稳定增长。这表明化学原料及化学制品制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在第1期会给石油行业带来反向的冲击，从第2期开始，经市场传递作用，又给石油行业带来同向的冲击，冲击效应在第6期达到最大之后，逐渐回落，在第8期之后趋于稳定。即化学原料及化学制品制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有显著的促进作用，并且这一显著促进作用具有较长的持续效应。具体地说，化学原料及化学制品制造业销售收入增加会在8期后对石油行业的销售收入产生稳定的拉动作用，反之化学原料及化学制品制造业销售收入的降低也会在8期后给石油行业带来负面的冲击。
从图4中我们可以看出，当在本期给交通运输设备制造业销售收入一个正冲击后，石油行业销售收入在前7期内会有小幅度的负向波动。从第8期以后开始稳定回升变为正值，直至平坦，波动幅度不大。这表明交通运输设备制造业受外部条件的某一冲击后，经市场传递给石油行业，在前7期会给石油行业带来小幅度的负向冲击，从第8期开始变为对石油行业同向的冲击并趋于稳定。交通运输设备制造业销售收入增加会在8期后对石油的销售收入产生正向的冲击，反之交通运输设备制造业销售收入的降低则会在8期后给石油行业带来负向的作用，但波动幅度不是很大。可见，交通运输设备制造业的快速发展对石油消耗的增长有一定的带动作用，但带动作用不是很大。
从图5中我们可以看出，当在本期给化学纤维制造业销售收入一个正冲击后，在第1期，石油行业销售收入为负向的波动。从第2期开始，化学纤维制造业销售收入的提高将带动石油行业销售收入的提高。由图5可知，石油行业销售收入在前5期内有上下波动；从第6期以后开始稳步回升直至平坦。这表明化学纤维制造业的某一冲击从第6期开始也会给石油行业带来正向的冲击，但冲击力度不大。化学纤维制造业销售收入增加会在6个月后对石油的销售收入产生正面的冲击，反之化学纤维制造业销售收入的降低则会在6个月后给石油行业带来负向的冲击，波动幅度虽不是很大，但比交通运输设备制造业对石油行业的冲击幅度略高。正是由于化学纤维制造业销售收入的正向冲击对石油行业销售收入具有较小幅度的促进作用，并且该促进作用具有较长的持续效应，因此，我们可以通过推动化学纤维制造业的发展带动石油行业的发展。
3下游行业的贡献率分析。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带来的影响，但是并没有确定各变量具体影响力，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化(通常用方差来度量)的贡献率，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的信息。
在这里我们仅考虑各下游行业需求冲击对石油需求的前期的相对方差贡献率RVCii(s)，当i＝1时的经济意义为：如果RVc1(s)较大时，意味着第一个行业需求冲击对石油需求的影响大；相反地，RVc1(s)较小时，可以认为第j个行业需求冲击对石油需求的影响小。下面分别给出各下游行业销售收入的变化对石油行业销售收入的方差分解。
下面做图比较各下游行业对石油行业变化的贡献程度，我们在此将分析时段定为36期。
由图6中我们可以看出，石油行业销售收入对其自身的一个标准差信息立刻有较强反应，第2期石油行业销售收入的响应最大，此后对其自身的波动逐渐减小并趋于稳定。化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率，最大在43％左右，其对石油行业的贡献率是逐渐递增的，在30期左右达到40％。石油加工及炼焦业对石油行业的贡献率也比较大，从第5期开始达到顶峰，在37％左右，此后趋于稳定。而化学纤维制造业对石油行业的贡献率比较小，在第6期达到最大值，最大时仅为7％。交通运输设备制造业对石油行业的贡献率最小，不到1％。
可见，化学原料及化学制品制造业对石油行业的贡献率最大，我国化学原料及化学制品制造业得到了快速的发展，这也为石油行业的发展起了推动作用；石油加工及炼焦业的快速发展带动了能源需求，主要是石油的需求，这使其对石油行业的贡献率较大；化学纤维制造业以及交通运输设备制造业对石油行业的贡献率都比较小，但是这两个下游行业的发展对石油行业也有一定的带动作用。
三、结论
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