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二元经济结构是指城市以工业为主的现代部门与农村的传统农业部门并存的经济结构。发展中国家工业化阶段的主要任务就是对这种相对落后的国民经济结构进行改造，使异质的二元经济结构转换为同质的现代化的一元经济结构。 中国作为一个发展中的人口大国，，城乡二元经济结构主要表现为：城市经济以现代化的大工业生产为主，而农村经济以典型的小农经济为主；城市的道路、通信、卫生和教育等基础设施发达，而农村的基础设施落后；城市的人均消费水平远远高于农村；相对于城市，农村人口众多等。这种状态既是发展中国家的经济结构存在的突出矛盾，也是这些国家相对贫困和落后的重要原因。发展中国家的现代化进程，可以说在很大程度上是要实现城乡二元经济结构向现代经济结构的转换，以尽快完成国民经济工业化与现代化的历史任务。 一、建国以来中国二元经济结构的演变 1、赶超型发展战略与中国二元经济结构的深化 受建国初期国际环境和历史条件的制约，在前苏联经济发展模式的影响下，我国选择了以重工业优先发展为特征的赶超型发展战略。这一发展战略的核心是试图通过重工业的优先发展，超高速实现国家的工业化。由于我国是在经济发展水平十分低下的基础上推进工业化的，一是人均国民收入水平十分低下，储蓄率低，资本积累能力不足，资金严重匾乏。二是传统农业在国民经济中占有较大的比重，技术落后，劳动生产率不高，产出水平低下，支持工业化的能力有限。中国作为一个社会主义国家既不能象发达的资本主义国家当初那样通过对外掠夺来实现资本原始积累，在当时的历史条件下，也不可能通过引进外资的办法来补充国内资本的不足。而且由于重工业资本高度密集性的特点，使得以重工业优先发展为特征的赶超型发展战略与我国的劳动力丰裕、资本稀缺的资源禀赋特点相矛盾。为了保证重工业的优先发展，必须依靠一种新的制度安排??由政府统一调配资源，以降低发展重工业的成本，并减轻工业化过程中由于劳动力的转移而形成的城市化压力。由此形成了一整套包括统购统销、人民公社、户籍制度等在内的城乡隔离的二元经济体制。 赶超型发展战略和城乡分割的二元经济体制，通过从农业中提取工业化所需的资本积累，以及重工业的自身循环所创造的社会需求，克服了发展中国家工业化初期的资本积累不足与有效需求不足这两大难题，在较低的国民收入水平上实现了较高的工业化水平，建立起了独立完整的民族工业体系。但由于重工业的优先发展是以牺牲农业的长远发展为代价的，这不仅造成了农业生产长期低速增长，而且也使农业内部的剩余劳动力不断积累，农村隐蔽性失业严重，从而使我国二元经济结构特征更加突出。二元结构强度一般用农业与非农业间的相对国民收入差距来衡量。美国经济学家库茨涅兹的统计分析表明，世界上发展中国家这一差距最大为4 ．09倍，而1979年我国的二元经济结构强度却高达6．08倍。 2．战略调整、体制改革与二元经济结构转换 在传统的经济发展战略和经济体制的作用下，到70年代末，工农业之间的矛盾已相当突出，农业劳动力生产率的长期停滞，使传统的工业化发展战略无法继续进行。 从1979年开始的发展战略的调整和经济体制改革，使我国的经济运行机制发生了根本的变化，市场机制对资源配置的调节作用不断增强，结构变动由政府行政力量推动，转为市场导向。这种由发展战略的调整和经济体制改革所带来的经济运行机制的变化，推动了我国二元经济结构的转换。具体表现在以下几个方面： 第一，在市场机制的诱导下，农业生产不断引入现代生产要素，加快了对传统农业改造的步伐。以1987－1992年为例，在这短短的5年时间里，农业生产资料来源发生了十分明显的变化。农业投入中来自农业内部的比重已从46．7％，下降为39．l％，而由现代工业提供的生产资料从41．7％，上升为 44％。这说明农业与现代工业部门的产业关联趋于强化。同时，国民经济其他各部门（包括工业、建筑业、邮电业、商饮业以及其他服务部门）对农业的服务贡献率明显提高，从1987年53．3％上升到1992年的60．9％。这意味着国民经济其他各部门越来越多地进入农业的产前、产中及产后的生产经营活动之中，在农业经济发展和农民生活提高中发挥越来越大的作用。 第二，工业化与城市化相互作用，城市化进程明显加快。改革开放以前，1952?1978年的26年间我国城市化水平仅从12．6上升到17．92，年均上升0．2个百分点，在这期间的1962??1978年城市化水平从17．33上升到17．92，16年间仅上升了0．59个百分点，城市化进程处于停滞状态，而改革开放后，1978??1999年我国城市化水平上升了13．6个百分点，平均每年上升约0．81个百分点，是改革前城市化水平年均上升幅度的4．l倍。 第三，农业劳动力向非农产业转移的速度明显加快，就业结构发生了较大的变化。1978年一1998年，共有13585万农业劳动力转向非农产业就业，平均每年转移为715万人。与此相适应，改革开放以来我国就业结构发生了较大的变化，总的趋势是第一产业的就业比重持续大幅度下降，从1978年的 ％，下降到1999年的50．l％。20年间共下降了20 ．4个百分点。第二产业的就业比重稳步上升，从1978年的17．3％上升到1999年的％，21年间共上升了5．7个百分点。第三产业的就业比重持续快速上升，从1978年的12．2％上升到1999年的26．9％，21年间共上升14．7百分点。 2、我国二元经济结构演变的总体度量 二元经济结构转换的核心问题是实现传统农业部门的剩余劳动力向现代非农产业转移。发展中国家的工业化与城市化的过程，实质上也是传统农业部门的剩余劳动力向现代非农产业转移的过程。随着一国农业剩余劳动力转移完毕，农业劳动的边际生产力也就与非农产业劳动的边际生产力趋于相等，农业部门与非农部门的发展水平、城乡居民的收入水平也趋于均衡。发展中国家二元经济结构的特点突出地表现在传统农业部门劳动的边际生产力远远低于以现代工业为代表的非农产业的劳动边际生产力。最直接的表现是：在传统的农业部门中较大劳动力份额创造出较小的产出份额，而在以工业为代表的现代部门中，较小的劳动力份额却创造出较大的产出份额。根据这种特征，我们选用比较劳动生产率与二元对比系数两个指标来衡量二元经济结构的强度，并运用这些指标来计算1952年以来的二元经济结构的强度，并以此为依据对我国二元经济结构的演变进行总体度量。 比较劳动生产率是一个部门的产值（或收入）比重同劳动力比重的比率。国民经济中农业与非农业两部门的比较劳动生产率的差别越大，经济结构的二元性就越强。比较劳动生产率的国际比较表明，农业的比较劳动生产率低于1，非农产业的比较劳动生产率高于 1。从时间序列考察，在二元经济结构加剧阶段，农业的比较劳动生产率逐渐降低，非农产业的比较劳动生产率逐渐升高；在两部门比较劳动生产率差别达到最高点后，农业的比较劳动生产率转而逐步升高，从低于1的方向向1接近，非农产业的比较劳动生产率则趋于下降，从高于1的方向向1趋近。 二元对比系数是二元经济结构中农业和非农业比较劳动生产率的比率。二元对比系数与二元经济结构的强度成反方向变动，二元对比系数越大，两部门的差别越小，反之，二元对比系数越小，两部门的差别越大。二元对比系数在理论上的最大值为1，通常总是低于1。 二、中国二元经济结构转换的特征 中国作为一个社会主义的发展中大国，其二元经济结构的转换，除具有与其他发展中国家共同之处外，由于其结构转换的国内外环境不同，在二元经济结构转换方面还具有自己的突出特点。 l、就业结构的转换严重滞后于产值结构的转换 我国三大产业的产值结构与就业结构的变动的方向基本上是一致的，但三大产业的产值结构与就业结构存在着较大的差异，这在第一产业中表现得最为突出（见表 2）。1999年我国第一产业在国内生产总值中的比重为17．7％，而占社会总劳动力比重为，二者相差个百分点；第二产业占国内生产总值的比重为49．3％，劳动力的比重为23．0％，二者相差26．3个百分点；第三产业占国内生产总值的比重为33．0％，劳动力的比重为％，二者相差6．1个百分点。显然这种差异，第一产业最大，第二产业次之，第三产业最小。 由于各产业技术进步的速度不完全一致，在经济发展过程中，产值结构与就业结构的绝对对称是不可能的。由于发展中国家人口增长过快，劳动力的供给远远超过了非农产业对劳动力的需求，加之在其经济结构转换的过程中，第二产业的技术进步速度远远大于第一产业，一般说来，发展中国家就业结构的转换要慢于产值结构的转换。但中国与其他发展中国家相比，其就业结构滞后性更为突出。世界银行在《1979年世界发展报告》中揭示出这样一个规律，发展中国家工业与农业的产值份额（占国内生产总值的比重）在人均接近700美元时（1979年价格）达到相等，当人均国内生产总值再增长一倍，两部门的劳动力份额也达到相等。我国的工业与农业产值相等，是在1965年人均国民生产总值约134美元时达到的，当时，工业为38％，农业为39％。到1984年，人均国民生产总值提高 1．3倍，达到310美元，而工业劳动力的比重，仅为17．2％，农业劳动力的比重仍高达68．4％。 我国二元经济结构转换过程中的产值结构与就业结构转换的严重失衡，造成我国二元经济结构转换过程中的结构性扭曲。从工农业产值构成看，到80年代末，我国的工业已占国内生产总值的3／4，已基本实现了农业社会向工业社会的转变，然而从就业结构来分析，到90年代末期，我国的第一产业仍占劳动力份额的 1／2，基本上还是一个以农民为主体的农业社会（见表2）。 就业结构与产值结构严重偏离，说明劳动力在社会各个产业之间的转移还存在着较大的阻碍；同时也表明不同产业间的劳动生产率水平存在着较大的差距。从这个意义上说，就业结构的转换严重滞后于产值结构的转换，是我国二元经济结构存在的直接原因。 2．第三产业发展严重滞后于经济发展 除日本以外的大多数发达国家的经济结构转换都表现为由第一产业向第二产业、第三产业依次渐进的结构演变模式。发展中国家与发达国家相比则表现为第三产业的超前发展，钱纳里等人的多国模型表明在发展中国家的经济结构转换过程中，“工业就业的增加，远远低于农业就业的减少，因此，劳动力的转移主要发生在农业和服务业之间。”与此相反，我国二元经济结构转换过程中存在着第三产业发展严重滞后的特点。 我国产值结构中第三产业所占的比重，不仅远远低于中等收入国家的水平，甚至低于印度等低收入国家的平均水平。 而我国就业结构中第一产业就业份额过高，又和第三产业就业份额过低直接相关。表3的数字表明，我国1999劳动力就业结构中第三产业的就业结构仅高于 1988年的泰国和1991年的巴基斯坦，却低于80年代末、90年代初的其他各国。如果以我国90年代初的就业结构来进行比较，则我国第三产业的就业份额是上述各国中最低的（1991年我国第一、二、三产业的就业比重分别为60％、21． 3％和18％）。 3、城市化发展严重滞后于工业化进程 从历史上看，城市化与工业化是一个相互影响、相互推动的发展过程。在一国的工业化发展过程中，劳动力、资本和技术等生产要素不断向第二、三产业转移，与此同时，在空间结构上则不断向区位条件相对优越的地点聚集，这种伴随着工业化而产生的人口聚集效应是城市化发展的根本动力。钱纳里发展模式表明，在低收入区内，城市化率超过工业化率，但差异不大，在人均GNP大于300美元时，城市化率明显高于工业化率。 在我国经济发展与结构转换过程中，工业化与城市化相互关系表现出与上述城市化发展规律完全不同的特征：我国的城市化进程严重滞后于工业化水平（见表 5）。1999年我国制造业比重为42．7％，不仅大大超过了处于工业化中期国家的水平，并超过了工业化后期国家的平均水平达10个百分点，而城市化指标仅相当于工业化中期的水平，为 30．98％。 中国二元经济结构转换的特征既受传统工业化道路和传统经济体制的影响，也取决于改革开放以来通过农村工业推进二元经济结构转换的非城市化发展道路。二元经济结构转换过程中的就业结构滞后于产值结构的转换与第三产业发展滞后是直接相关的。塞尔昆在《工业化和经济增长的比较研究》中发现，在工业化过程中随着人均国民生产总值的不断提高，服务业相对制造业来说，其就业弹性系数不仅大于1，而且呈现连续递增的发展趋势，与第二产业相比第三产业能够吸收更多的劳动力就业。由于第三产业发展滞后，严重地影响了我国工业化过程中对农业剩余劳动力的吸纳能力，导致就业结构的转换严重滞后于产值结构的转换。而第三产业发展滞后的直接原因是由于二元经济结构转换的非城市化道路所造成的城市化发展滞后。这是因为第三产业与第二产业相比更依赖于城市化的进展。与第二产业不同，第三产业所提供的产品??服务具有生产与消费的同一性，它不象第二产业所提供的物质产品那样可以在产地以外销售和消费。因此，第三产业只有在人口较为密集的城市才会有较大发展，而在人口密集度较小的农村由于受到需求不足的制约，发展第三产业与第二产业相比，成本高收益小。因此，要进一步推进中国的二元经济结构转换必需加速城市化发展进程，以带动第三产业的发展，促进农村剩余劳动力向非农产业的转移。
贸易与气候变化问题挂钩已成为全球的焦点问题。欧、美等经济体为补充其国内已经或即将实施的温室气体减排政策及措施，提出了实施单边边界碳调节贸易措施，意图通过该措施弥补减排政策对其国内产业竞争力造成的潜在不利影响，避免产生“碳泄漏”的风险。2003年，英国学者首次提出采取边界碳调节贸易措施，以使国内企业竞争力免受实施减排政策带来的损失。美国国会众议院于2009年通过的《美国清洁能源安全法案》规定，美国有权对不实施碳减排限额国家的进口产品实施边界碳调节。可以肯定，这一措施一旦实施，将对国际贸易格局及我国的进出口贸易产生重大影响。 一、我国外贸进出口现状 2010年全球主要三大贸易国——美国、中国、德国的贸易额已占全球贸易总额的28%，其中中国为出口第一大国，年出口额15778亿美元，占全球出口总额的，其次为美国12782亿美元，德国12690亿美元及日本7700亿美元。相应地，美国为第一大进口国，进口额19692亿美元，占进口总额的，而中国以13951亿美元位居第二，随后依次为德国、日本和法国。 2001—2010年间，我国进出口总额与全球贸易总额趋势类似，总体快速增长，出口年均增长率，是世界平均水平的一倍之多。从贸易伙伴来看，我国近一半的出口商品出口至亚洲其他国家，其次的主要出口地为欧洲和北美洲，分别占出口总额的23%、19%。 从产品分类来看，我国出口货物以工业制成品为主，占出口总额的，其余为初级产品。在工业制成品中，主要是机械及运输设备出口，占我国出口总额的50%；其次为轻纺织、橡胶制品、矿冶产品及其制品。2010年，中国成为全球第一大纺织品出口国，占全球纺织品出口总额的37%。同时，2010年，中国超过欧盟成为全球电信设备的第一大出口国（WTO《2011国际贸易统计》）。在我国进口产品中，初级产品占进口总额的，工业制成品占。具体来看，机械及运输设备进口总额最大，占总量的，其次为食品及供食用的活动物、非食用原料、矿物燃料、润滑油及有关原料、化学品及有关产品等。 二、我国外贸出口的内涵排放 模型测算结果显示，2007年、2008年我国出口内涵排放分别为亿吨和亿吨二氧化碳，扣除进口产品内涵排放，承担转移排放分别为亿吨和亿吨二氧化碳，占当年排放总量的％、％。2008年，出口至欧盟、美国的商品占出口总额的38%，而出口到欧美产品的内涵排放约占整个产品内涵排放的比重为33％。 一方面发展中国家需要依靠出口带动经济发展，另一方面国际产业分工导致发展中国家以出口技术含量低、能耗污染高的劳动密集型和资源密集型产品为主，从而承担较高的转移排放。我国以煤为主的能源结构使得出口产品的排放强度更高于发达国家。2005年我国货物贸易出口额为进口额的倍，而出口内涵排放则为进口内涵排放的倍。 国际产业分工、贸易地位和能源结构决定了我国在今后较长的一段时间内仍将承担较高的转移排放，转变发展模式和优化升级产业结构，提高能源效率和优化能源结构，转变出口产品结构，向价值链高端发展，提升我国产业结构向高端发展还需要一定时期的努力过程。 三、碳关税对我国出口贸易的影响 在35$/t CO2、50$/t CO2、60$/t CO2三种税率假设情景下，测算欧美实施边界碳调节措施对我国出口产品的总体影响结果如表1所示。总体上，高、中、低三种税率情景对于我国的出口均会产生较大影响，而且随着税率的增加，影响随之增大。其中基于产品内涵排放量计算，导致我国出口产品的关税水平将提高—，如按产品直接排放计算则提高—。在三种情景下，2007年基于产品内涵排放征收的碳税总额约为163—362亿美元，是基于产品直接排放征收碳税总额的5倍。 欧美为我国第一和第二大出口国，如果仅仅考虑对于欧美的出口产品征税，则我国出口关税水平提高—％（按内涵排放测算），—（按直接排放测算）。 传统的高耗能产业影响较大，如炼焦业、黑色金属矿、有色金属、陶瓷制品等部门，均会导致其产品关税水平上升2—5%。 四、碳关税对于欧盟的经济影响 按照美国卡内基科学研究所的研究结果显示，一些发达国家如果考虑其每年由于进口产品带来内涵排放的话，其整体排放总量均会有不同程度的增加，有的甚至增加60—70％。以美国为例，2004年美国加上其进口产品内涵排放，再扣除其出口产品的内涵排放，整体排放总量大约高出7亿吨CO2，占其总量的12％。 除了对产品的出口国产生一定的影响以外，还会对产品的进口国产生一定的影响。经过测算，以2007年为例，一旦我国出口到欧盟和美国的产品征收20US$/tCO2，则对于欧盟和美国产品的进口产品关税水平将提高和（见表2）。 五、结论与政策建议 首先，边境碳调节是依据目的地原则调解国际产品关税的一种机制，它并不着眼于影响国外企业和消费者的行为，使得它更不容易被认为是贸易保护措施。当前，承担量化减排义务的国家，对于其工业品进口及竞争力的担忧比较强烈，使得遏制气候变化的国际合作举步艰难，迫切需要采取一定的调解措施来解决该问题，当前热烈讨论的边境碳调节被认为是最有可能的措施之一。 其次，目前承担量化减排义务的国家特别是欧盟，对于其工业品进口及竞争力的担忧比较强烈，而且经济强国和主要竞争对手美国却没有承担量化的减排义务，导致新的投资会偏向美国，削弱欧盟企业的竞争力，使得遏制气候变化的国际合作举步艰难，迫切需要采取一定的调解措施来解决该问题，而当前热烈讨论的边境碳调节被认为是最有可能的措施之一。尤其是金融危机发生以后，西方国家贸易保护主义回潮，应对气候变化成为其实施单边贸易保护措施的借口，欧美作为我国主要的贸易伙伴在碳关税问题上均有所动作，我国需要高度关注此问题。 第三，基于内涵排放实施边界碳调节措施在总体上会使我国出口产品的关税水平提高—％，将对我国出口贸易产生较大影响，我国应高度重视出口产品的内涵能源及内涵排放问题。一旦我国出口到欧盟和美国的产品征收20US$/tCO2，则对于欧盟和美国产品的进口产品关税水平将提高和。 第四，我国的贸易政策需循序调整，应加强对能源密集型行业的调控，对于石油及核燃料加工业、炼焦业、建材行业、基础化学原料制造业等出口远大于进口的能源密集型行业加强节能控制，对于炼焦业等严重污染环境的行业应严格限制出口，而机械、电子信息和纺织等出口额较大的行业，不应对其总量上的发展进行过多的干预和限制，应鼓励其进行产业升级及提高产品附加值。既要全面配合产业政策调整，又要同经济增长方式转变相一致，实现贸易与资源环境的协调发展，推动贸易政策优先向竞争力导向转变，提高我国出口产品的低碳竞争力。 〔本文系国家科技部973课题“发达国家‘碳关税’及其影响和对策研究”（课题编号：2010CB955501）和北京市自然科学基金“碳税与碳关税对北京市经济发展的影响与对策—基于动态CGE模型”（课题编号：9112008）的阶段性成果〕 （顾阿伦，1973年生，辽宁人，博士，清华大学能源环境经济研究所副教授。研究领域：能源系统分析、气候变化政策。周玲玲，1984年生，辽宁人，清华大学能源环境经济研究所博士生）
一、国内外二元经济结构理论述评 二元经济理论是发展经济学结构主义学派的研究重点。上世纪40年代末至60年代中期，针对许多经济落后国家发展经济的需要，发展经济学结构主义学派的研究思路大行其道，开创性的贡献首推刘易斯的二元经济理论模型。1954年，刘易斯在其论文《劳动力无限供给下的经济发展》中，阐述了发展中国家农业部门存在大量边际生产率为零的劳动力，城市部门通过吸收传统农业无限供给的“剩余劳动力”，借助于利润积累与资本化，从而促进工业化和国民经济发展的过程。其特点是重视物质资本的形成和工业部门扩张。到了60年代，针对刘易斯模型忽视农业的缺陷，费景汉和拉尼斯(1964)发现在农村劳动力转移和农村不变工资提高之间存在着某种均衡，其构建的二元经济模型认为：二元经济发展的第二阶段农业劳动边际生产力大于零，工业不是总能够从农业中获得剩余劳动力，依靠农业劳动力供给增加的工业化是以农业产出减少为代价的，劳动力从农业部门向外转移本身要以农业生产率的提高为前提。因此，在工业化过程中必须保持农业生产率的同步提高，以此来增加农业剩余和释放农业劳动力。与刘易斯模型相比，费景汉和拉尼斯的二元经济论揭示了农业自身发展与保持城乡两部门平衡发展的重要性。上述两个模型虽有差异，但都认为农业部门存在边际生产率为零的剩余劳动力，强调通过传统部门的剩余劳动力转移到现代部门，以实现结构的转变和总量的扩张。 60年代后，发展经济学家舒尔茨提出了人力资本理论，从现代农业经济增长中的人力资本作用出发，提出了改造传统农业的新思路。随后的乔根森则否定农业部门存在边际生产率为零的劳动力，也不承认工资水平固定不变的假设，他认为农业剩余产品在二元结构转变中具有重要作用，为促使经济持续发展和避免陷入低水平均衡陷阱，工业部门积累资本是必要的，但其先决条件是正的农业剩余。由于农业剩余的出现，现代部门的发展成为了可能，即农业产出达到了人口最快增长时所需要的农产品数量，农业部门就会出现剩余劳动力。这部分剩余劳动力是需要转移的，而农业劳动力向工业部门转移的速度取决于农业剩余的增长速度。同时，还取决于工业部门的技术进步状况。工业部门的技术进步越快，其储蓄率就越高，劳动力增长越快，经济也就增长越快，最终完成二元经济结构的转化。包括费景汉和拉尼斯在内，这几位结构主义发展经济学家均重视农业发展，强调工农并举、城乡平衡发展及政府对农业的扶持，从而弥补了刘易斯二元结构模型忽视农业发展，忽略农业剩余产品为劳动力流动先决条件这一缺陷。 1970年，托达罗模型对城市不存在失业的前提进行了修正，认为农业劳动力向城市部门的转移，并不是受到实际的城乡收入差距的影响，而是受预期的城乡收入差距的影响，从而解释了普遍存在于很多欠发达国家面临广泛的城市失业的情况下由乡村向城市移民的现象，并提出了“非正式就业”的概念。托达罗模型的政策含义包括：如果单纯采取城市导向的就业扩大政策将无助于解决失业问题，因为城市就业机会和失业保险的改善，会促使更多的农村剩余劳动力向城市流动，造成城市失业率的上升。正确的做法应当是重视农业和农村的发展，不断增加农村的就业机会，从而减少农村人口向城市流动的压力。托达罗认为，发展农村经济，提高农民收入是解决城市失业和“城市病”及“农村病”的根本途径。 与刘-费-拉的古典模型，乔根森的古典-新古典混合模型，以及哈里斯-托达罗的新古典模型不同，以后的发展经济学家如卡尔多、拉克西特等，针对发展中国家农业剩余劳动力和工业部门产品有效需求不足并存的现实，主张通过调节城乡两部门支出和刺激有效需求来促进经济发展，从而将凯恩斯主义引入了两部门模型，为二元经济理论开辟了一个崭新的研究视角。总起来看，早期的二元经济模型研究侧重于静态和局部均衡分析，并假设了许多前提，其中一个前提变动如允许资本要素流动，则二元经济必然演变；但它会怎样变，以及通过何种途径而结束，该领域的研究长期停滞。90年代后期，一些西方经济学家开始从动态演变角度关注二元经济增长，新的二元经济增长理论研究开始起步。 从国内研究现状来看，上世纪80年代后期，随着城乡经济的活跃和农村剩余劳动力转移，国内学术界开始从理论层面关注二元经济问题，学术文献逐渐增多，切入点由农村劳动力流动开始，逐渐深入到城乡关系的各个层面。针对中国乡镇企业及农村城镇经济社会发展的现实，学术界认为在城市现代部门与传统农业之间存在一个对传统农业来讲是现代部门的乡镇经济社会，而同时对城市现代部门来讲又是与传统农业有着紧密联系的非现代部门，一些结合中国城乡经济社会发展实际的改进模型和创新理论相继提出，如城乡“双二元结构”论、“三元经济”论等。 二、CGE模型与二元经济结构转化研究 发展经济学在经历了以结构主义为基本思路的第一阶段后，20世纪70年代进入以新古典主义为基本思路的、号称“新古典主义复兴”的第二阶段，随后在80年代后又从新古典主义的纯经济分析转而强调历史、制度、法律等非经济因素对经济发展的影响(第三阶段)，在一定程度上有向古典政治经济学回归的倾向，引发了学术界认为发展经济学已走向衰落或消亡的说法。然而，随着投入-产出和线性规划等数学分析工具的出现，尤其是60年代后的可计算一般均衡模型(简称CGE模型，下同)方法日臻完善，以及发展经济学家陆续尝试采用这些新的分析工具来建构其发展模型，发展经济学的结构主义分析思路有重新活跃的迹象。作为结构主义分析思路核心的二元经济理论，随着CGE模型在发展中国家结构转型问题上的运用，也展现出了更实际、更具有可操作性的应用前景。 CGE 模型是可计算一般均衡模型(Computable General Equilibrium Model)的英文首字母简称，其理论基础源自瓦尔拉斯 (Walras) 于1874 年提出的一般均衡理论。瓦尔拉斯在其专著《纯粹经济学要义》中，将经济系统看作一个整体，考察了其市场均衡和总量均衡，研究了各要素之间复杂的相互作用和关系，以及因供求关系变动所导致的价格变动，进而又促使供求关系趋向均衡的过程，提出了瓦尔拉斯一般均衡理论，称满足下列条件的经济状态称为一般均衡状态：(1)每一个消费者都根据自己的预算约束选购自己认为最佳的商品组合，以实现自身效用的最大化，这种预算约束是由生产要素和商品的价格所决定的；(2)在生产要素和商品的价格一定的情况下，每一个消费者向生产单位提供的生产要素的数量，是由消费者自己决定的；(3)在工艺、技术水平、资源和市场容量一定的情况下，每一个生产者都努力谋求最大利润，但长期利润为零；(4)在现有价格下，商品和资源市场上供求均衡，即不存在超额需求。 CGE 模型用一组方程来描述宏观经济中商品和要素之间的供给、需求以及市场关系，在一系列优化条件约束下，求解这一组方程，可以得出在各个市场都达到均衡时的一组数量和价格。通过定义各经济主体的生产、需求函数的数值表达式，能够反映不同部门及经济主体之间相互依赖和作用的数量关系，通过外部冲击引起的模型变量数值变化，可以刻画各部门经济效率和行为主体分配格局的变化趋势。一般认为，当价格、经济结构和宏观经济现象都是主要的影响因素时，CGE 模型是比较合适的工具。由于CGE 模型的一般均衡框架能够描述多个市场与结构的相互作用，能够估计某一政策变化所带来的直接和间接影响，包括对经济系统的全局性影响，因此CGE 模型尤其适合分析经济结构的变化和原因。这些结构包括产业结构、就业结构、贸易结构、收入结构等。CGE 模型可以按照产业部门和城乡居民组进行详细分类，可以模拟外部冲击对城乡居民收入分配产生的影响，从而对城乡收入差距变化及产生原因进行详细分析， 因此对研究二元经济结构变化及结构转型政策的探讨尤为便利。 CGE 模型自上世纪60 年代进入实际运用以来，在国际贸易、环境保护、财政税收和经济改革等领域得到了较广泛应用，已经被证明是一个非常有效的政策分析工具。对发展经济学结构主义学派来讲，CGE 模型是一个不可多得的分析工具，研究学者们已先后开发出针对韩国、日本等一些国家二元经济结构转化的CGE 模型。从理论上看，运用CGE 模型来研究发展中国家的二元经济结构转化问题具有下列优越性：(1)与运用计量经济模型等局面均衡分析方法相比，CGE 模型采取的是一般均衡分析，可以模拟政策变动对经济系统整体及各相关组成部门、行业的冲击，可以减少因假定前提“不真”而引起的模型解释力下降或不成立问题。采用计量经济学等其他分析方法，只能进行局部均衡分析，需要对模型的成立以及分析基础、结论的解释范围做出若干假定，如“某某变量”不变等“前提”。而CGE 模型采取的是一般均衡分析，是在允许其他变量变化的情况下探讨某种变量(或政策)变动的效应，所做的假定可以大大减少。如传统的古典、新古典二元经济模型，在探讨城乡两部门之间劳动力迁移的作用时，均假定资本在两部门之间是不流动的，这与实际不符。但受分析工具所限，必须作出这样的假定。而利用CGE 模型来分析二元经济结构转化，就可以同时将这两种要素流动及其作用纳入分析框架。(2)刘易斯古典二元经济模型假定农业中存在着隐蔽失业，而新古典二元经济模型则认为农业劳动的边际生产率总为正，两派学者在这一根本性问题上长期争论不休。由于各自研究的出发点不同，导致在产出、就业结构及变化、工资变动等模型分析结论上也不相同，这也暴露出传统的二元经济理论模型研究缺乏定量分析和实证研究的支持。CGE 模型的出现，给运用定量分析来探讨二元经济结构转化途径、方法提供了可能。 虽然CGE模型在财税、贸易、环境等领域得到了广泛的应用，但相对于该模型擅长于结构分析与政策模拟而言，目前在二元经济理论领域的应用还是比较滞后。究其原因，可能有下列几点：(1)当CGE 模型于上世纪60年代左右达到实用阶段时，西方主要资本主义发达国家的二元经济结构转化已经完成，如英国70年代末农业劳动力比重已下降到以下，城市人口则超过了90%；美国农业劳动力比重1970年已下降到6%；同期日本、法国、加拿大、澳大利亚和德国农业劳动力比重分别仅占、10%、、和。对西方经济学家来讲，针对二元经济结构转化的CGE 模型已失去了研究对象、应用价值和必要性。(2)亟待转化二元经济结构的中国等一批东方国家，此时其国民经济仍停留在计划经济时代，不能够满足CGE 模型分析所要求的市场经济或混合经济的前提，加上我国处于对外封闭状态下，学术信息和人才、分析手段与设备均不具备。(3)正处于二元经济结构转化过程中的拉美等发展中国家，其城市化超越工业化的“拉美现象”或“城市病”已经形成，利用CGE 模型来模拟和探讨代价小、成本低、效益(后遗症小)好的二元经济结构转化途径、思路、方法和政策措施，其应用价值已大打折扣，研究者的动力已经大大降低。 三、CGE模型与中国城乡二元经济结构转化研究 中国是最大的发展中国家。由于人多、地少及经济欠发达的历史原因，中国二元经济结构转化的艰巨性、长期性及复杂性特点十分突出。自上世纪70年代末农村改革开始，中国已逐渐由计划经济向市场经济或混合经济转轨、转型，从这一角度而言，运用CGE 模型来模拟和探讨中国二元经济结构转化的正确路径、方法和政策措施，前提条件已经具备，且具有相当大的应用潜力和空间。 改革开放以来，我国经济学家和政策研究者已经在这方面进行了孜孜不倦的探索。如为研究我国城乡经济联系，早在上世纪80年代末，以中科院系统所陈锡康研究员为首的课题组就研制出了“中国城乡经济投入占用产出表”，并利用其进行了城乡关系的分析。国务院发展研究中心、中国社会科学院的一批专家、学者，自上世纪90年代初开始，陆续通过出版著作和发表论文的方法，将一般均衡理论和CGE 模型引入国内，并相继研制出了一些用于分析宏观经济运行的CGE 模型。“九五”、“十五”期间，京、沪、鄂、苏等地的一批学者，相继研制出用于财税、金融、外贸、环境以及区域经济发展目的的CGE 模型，这方面的应用在我国正处于方兴未艾之势。 相对于CGE 模型在其他经济领域研究而言，专门针对中国二元经济结构转化研究的CGE 模型十分罕见。国内已有学者开发了与二元经济结构转化有关的区域连接CGE 模型，从区域间劳动力流动角度出发来研究中国区域经济发展问题，但立足于总体，能够包括劳动、资本、土地、技术等全要素流动在内的完整二元经济结构转化的CGE 模型仍然缺失。与西方发达国家相比，我国的二元经济结构转化难度相对较大，由于缺乏定量研究和总体均衡分析，许多研究仅从单一角度、单一要素流动出发，如作为热点的农村剩余劳动力转移的研究，不能够将农村剩余劳动力转移对农业生产的影响，对城市产业发展及住宅、交通、教育等基础设施承受力影响，以及各种不同转移途径和方式对城乡生态环境、能源供给的影响等综合考虑在内，难于正确、科学及定量解释城市化、工业化与农业及国民经济发展的关系，以至于其研究结论从某一个角度、某一个时期来看是正确的，而总体、全面、长期来看又有所缺失或缺乏可操作性。因此，在中国经济转型研究中，采用CGE 模型进行政策模拟和加强定量研究是十分必要和紧迫的。 采用CGE 模型对中国二元经济结构转化进行定量研究需要较多的数据及变量、参数。由于众所周知的统计数据原因，目前构建较详细部门、产品、居民分类的CGE 模型会遇到较多的困难，许多数据需要估算，花费的时间、精力巨大。由于对该模型的应用意义不甚了解，目前除一些国家级研究基金有课题经费支持外，省市地方政府及企业、社会对这方面应用的研究资助还十分匮乏。尤其是涉及区域经济研究的CGE 模型，由于在数据、参数方面缺乏研究基础，单个研究者在许多方面全部需要自己动手，研究困难可想而知。这在某种程度上阻碍了该模型在实际中的应用。在中国经济转型问题上推进该模型的应用，还需要政府、社会和研究者共同努力来克服这一困难。
前面草堂君已经按照时间序列分析的教学顺序推送了以下文章，大家可以直接点击下方文章名称阅读回顾： 在以上这些文章中，介绍了什么是时间序列以及时间序列分析的作用、时间序列的描述、时间序列的变动成分组成、如何用指数平滑模型分析带有长期趋势和季节变动两种变动成分的时间序列。可惜的是，事实总比想象来得复杂，很多时间序列的变动成分组成并不能直接通过时间序列图看出来，这个时候，通过时间序列分解的方法分析时间序列就不太合适了，而且准确性也会大打折扣。 因为传统时间序列分析技术（时间序列分解法）的缺陷，所以统计学家开发出更为通用的时间序列分析方法，其中AR/MA/ARMA/ARIMA在这个发展过程中扮演了非常重要的角色，直到现在，它们都在实际工作生活中发挥重要作用。这四种分析方法的共同特点都是跳出变动成分的分析角度，从时间序列本身出发，力求得出前期数据与后期数据的量化关系，从而建立前期数据为自变量，后期数据为因变量的模型，达到预测的目的。来个通俗的比喻，大前天的你、前天的你、昨天的你造就了今天的你。 虽然AR/MA/ARMA/ARIMA是四种可以独立使用的分析方法，但是它们其实是互补的关系，适用于包含不同变动成分的时间序列。由于这四种分析方法涉及的原理解释起来需要大量篇幅，所以草堂君在这里做通俗介绍。通俗介绍四种时间序列分析法之前，需要先回顾前面介绍的一个知识点，平稳时间序列和非平稳时间序列，AR/MA/ARMA用于分析平稳时间序列，ARIMA通过差分可以用于处理非平稳时间序列。平稳时间序列和非平稳时间序列如下面两幅图所示： 一般具有长期趋势的时间序列都是非平稳时间序列。根据趋势的不同，可以使用差分将具有长期趋势的时间序列转换成平稳时间序列。例如，线性增长的长期趋势，可以通过一阶差分形成新的平稳的（消除长期趋势）时间序列： 例如，时间序列的数值为线性增长的(1,2,3,4,5,6,7,8)，经过一阶差分以后，新的时间序列的数值为(1,1,1,1,1,1,1)，就成为稳定的时间序列了。 根据长期趋势的发展趋势不同，可以进行差分的次数和方法也不相同，一般的规律如下：这四种模型的名称都是它们英文全称的缩写。AR模型称为自回归模型（Auto Regressive model）；MA模型称为移动平均模型（Moving Average model）；ARMA称为自回归移动平均模型（Auto Regressive and Moving Average model）；ARIMA模型称为差分自回归移动平均模型。如果某个时间序列的任意数值可以表示成下面的回归方程，那么该时间序列服从p阶的自回归过程，可以表示为AR(p)： 可以发现，AR模型利用前期数值与后期数值的相关关系（自相关），建立包含前期数值和后期数值的回归方程，达到预测的目的，因此成为自回归过程。这里需要解释白噪声，大家可以将白噪声理解成时间序列数值的随机波动，这些随机波动的总和会等于0，例如前面统计基础文章中介绍的，某条饼干的自动化生产线，要求每包饼干为500克，但是生产出来的饼干产品由于随机因素的影响，不可能精确的等于500克，而是会在500克上下波动，这些波动的总和将会等于互相抵消等于0。如果某个时间序列的任意数值可以表示成下面的回归方程，那么该时间序列服从q阶的移动平均过程，可以表示为MA(q)： 可以发现，某个时间点的指标数值等于白噪声序列的加权和，如果回归方程中，白噪声只有两项，那么该移动平均过程为2阶移动平均过程MA(2)。比较自回归过程和移动平均过程可知，移动平均过程其实可以作为自回归过程的补充，解决自回归方差中白噪声的求解问题，两者的组合就成为自回归移动平均过程，称为ARMA模型。自回归移动平均模型由两部分组成：自回归部分和移动平均部分，因此包含两个阶数，可以表示为ARMA(p,q)，p是自回归阶数，q为移动平均阶数，回归方程表示为： 从回归方程可知，自回归移动平均模型综合了AR和MA两个模型的优势，在ARMA模型中，自回归过程负责量化当前数据与前期数据之间的关系，移动平均过程负责解决随机变动项的求解问题，因此，该模型更为有效和常用。介绍时间序列平稳性时提到过，AR/MA/ARMA模型适用于平稳时间序列的分析，当时间序列存在上升或下降趋势时，这些模型的分析效果就大打折扣了，这时差分自回归移动平均模型也就应运而生。ARIMA模型能够用于齐次非平稳时间序列的分析，这里的齐次指的是原本不平稳的时间序列经过d次差分后成为平稳时间序列。 在现实生活中，存在很多非平稳的时间序列，它们的均值和方差是随着时间的变化而变化的，幸运的是，统计学家们发现，很多时间序列本身虽然不平稳，但是经过差分（相邻时间点的指标数值相减）之后，形成的新时间序列就变成平稳时间序列了。因此，差分自回归移动平均模型写成ARIMA(p,d,q)。p代表自回归阶数；d代表差分次数；q代表移动平均阶数。在spss软件中，有时输出的ARIMA模型包括6个参数：ARIMA(p,d,q)(P,D,Q)，这是因为如果时间序列中包含季节变动成分的话，需要首先将季节变动分解出来，然后再分别分析移除季节变动后的时间序列和季节变动本身。这里小写的p,d,q描述的是移除季节变动成分后的时间序列；大写的P,D,Q描述的是季节变动成分。两个部分是相乘的关系。因此，ARIMA(p,d,q)(P,D,Q)也被称为复合季节模型。时间序列分析的文章更新到这里，总共介绍了两个时间序列分析的体系：时间序列分解模型体系和AR/MA/ARMA/ARIMA模型体系。两者的分析原理是不同的，时间序列分解是力求将时间序列分解成不同的变动成分，分析每种变动成分的规律，然后在综合各种成分的规律用于预测；AR/MA/ARMA/ARIMA模型体系是从时间序列数值本身的相关关系出发，将移动平均技术、相关分析技术和平稳技术（差分）等纳入模型，力求建立时间序列数值之间的回归方程，从而达到预测的目的。 下篇推送将重点介绍ARIMA模型的分析原理：包括如何确定p，d，q参数；如何判断模型的拟合效果；如何利用SPSS做时间序列的ARIMA模型分析。
时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 和 enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - - - - 非平稳1 - - - - - - - - - - - - - - - - 表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - - - - 表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - - - - - - 平稳 1 - - - - - - - - - - - - - - - - - - 图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - - - 最优为 AR(1)MA(1)SC - - - Coefficient Std. Error t- Statistic (1) squared - Mean dependent var R- squared - . dependent var . of regression Akaike info criterion - resid Schwarz criterion - likelihood Durbin-Watson stat AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 - - - - - 年度 GDP 值 增长率(%) — 表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28
学术堂最新整理了二十条好写的统计学毕业论文题目:排队模型在收费站排队系统中的应用2.财政收入影响因素的研究3.城市发展对二氧化碳排放的影响4.高技术产业产值影响因素的研究5.关于和谐社会统计指标的初步研究研究我国产业结构的区域差异对经济的影响7.基于单因素序列相关面板数据的实证分析8.基于空间面板数据的中国FDI统计分析9.基于排队论在杭州公交站点停车位的优化及实证分析10.基于统计方法的股票投资价值分析11.某某市2019年工业发展状况的统计分析12.近30年31省市城镇居民恩格尔系数的统计分析13.近30年31省市农村居民恩格尔系数的统计分析14.近三十年中国经济发展趋势的实证分析15.林业科技对经济的贡献率美联储量化16.宽松政策对中国经济影响的统计17.分析排队论简介及其应用18.我国财政收入总额影响因素分析19.我国城市竞争力的综合评价与实证分析20.我国城乡居民收入差距统计分析一以某某省为例
***统计方法的应用
电子商务毕业论文选用模型写法步骤如下：1、电子商务毕业论文的目的。2、毕业论文的选题。3、毕业论文的基础要求。4、需要对毕业论文进行说明的各种图表，附加说明，数据参数表格，公式推导与证明，重要参考文献摘要，重要的程序源码清单等以及不便在正文中列出资料。
毕业论文可以用面板随机效应模型。根据查询相关信息显示，使用面板随机效应模型可以大大提升硕士论文的质量，这是一种常用的多元统计学方法，可以检验变量之间的相互作用，并识别哪些变量对最终结果最有影响。使用随机效应模型可以帮助你更清楚地理解各种变量之间的影响，并得出更有价值的结论。
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回归分析是一种非常常用的统计分析方法，可以用来研究自变量和因变量之间的关系。下面是一般回归分析的步骤：
1.明确研究对象和问题：需要确认要研究的自变量和因变量，并明确研究的目的。
2.收集数据：需要搜集并整理数据，确保数据的质量和一致性。
3.数据描述和探索：对数据进行初步探索，包括描述性统计、散点图等分析方法，了解数据的分布情况。
4.模型建立：根据研究问题选取合适的模型，比如线性回归模型（简单线性回归和多元线性回归）等，利用计算机软件进行模型拟合和检验。
5.模型诊断：对模型进行诊断，验证模型是否符合回归分析的基本假设，如无自相关性、正态性、同方差性等。
6.结果解释和分析：根据分析结果，解释模型中每个自变量对因变量的影响，同时探讨可能的解释和实际意义。
7.
结论和应用：根据分析结果，得出结论或建议，并应用到实际问题中。同时，需要对结论及应用进行审慎的评估和解释， 以提高回归分析的可靠性和可行性。
需要注意的是，回归分析的具体步骤可能因为不同的问题而有所变化，但基本的思路是相似的。同时，回归分析本身也有很多变体和扩展，可以根据具体的问题选择合适的方法或者工具。
实验三 多元回归模型【实验目的】掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。【实验内容】建立我国国有独立核算工业企业生产函数。根据生产函数理论，生产函数的基本形式为： 。其中，L、K分别为生产过程中投入的劳动与资金，时间变量 反映技术进步的影响。表3-1列出了我国1978-1994年期间国有独立核算工业企业的有关统计资料；其中产出Y为工业总产值（可比价），L、K分别为年末职工人数和固定资产净值（可比价）。表3-1 我国国有独立核算工业企业统计资料年份 时间 工业总产值Y（亿元） 职工人数L（万人） 固定资产K（亿元）1978 1 3139 2 3208 3 3334 4 3488 5 3582 6 3632 7 3669 8 3815 9 3955 10 4086 11 4229 12 4273 13 4364 14 4472 15 4521 16 4498 17 4545 资料来源：根据《中国统计年鉴－1995》和《中国工业经济年鉴-1995》计算整理【实验步骤】一、建立多元线性回归模型一建立包括时间变量的三元线性回归模型；在命令窗口依次键入以下命令即可：⒈建立工作文件： CREATE A 78 94⒉输入统计资料： DATA Y L K⒊生成时间变量 ： GENR T=@TREND(77)⒋建立回归模型： LS Y C T L K则生产函数的估计结果及有关信息如图3-1所示。 图3-1 我国国有独立核算工业企业生产函数的估计结果因此，我国国有独立工业企业的生产函数为： （模型1） ＝() () () () 模型的计算结果表明，我国国有独立核算工业企业的劳动力边际产出为，资金的边际产出为，技术进步的影响使工业总产值平均每年递增亿元。回归系数的符号和数值是较为合理的。 ，说明模型有很高的拟合优度，F检验也是高度显著的，说明职工人数L、资金K和时间变量 对工业总产值的总影响是显著的。从图3-1看出，解释变量资金K的 统计量值为，表明资金对企业产出的影响是显著的。但是，模型中其他变量（包括常数项）的 统计量值都较小，未通过检验。因此，需要对以上三元线性回归模型做适当的调整，按照统计检验程序，一般应先剔除 统计量最小的变量（即时间变量）而重新建立模型。二建立剔除时间变量的二元线性回归模型； 命令：LS Y C L K则生产函数的估计结果及有关信息如图3-2所示。 图3-2 剔除时间变量后的估计结果因此，我国国有独立工业企业的生产函数为： （模型2） ＝() () () 从图3-2的结果看出，回归系数的符号和数值也是合理的。劳动力边际产出为，资金的边际产出为，表明这段时期劳动力投入的增加对我国国有独立核算工业企业的产出的影响最为明显。模型2的拟合优度较模型1并无多大变化，F检验也是高度显著的。这里，解释变量、常数项的 检验值都比较大，显著性概率都小于，因此模型2较模型1更为合理。三建立非线性回归模型——C-D生产函数。C-D生产函数为： ，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。方式1：转化成线性模型进行估计；在模型两端同时取对数，得： 在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：GENR LNY=log（Y）GENR LNL=log（L）GENR LNK=log（K）LS LNY C LNL LNK则估计结果如图3-3所示。 图3-3 线性变换后的C-D生产函数估计结果即可得到C-D生产函数的估计式为： （模型3） ＝ () () () 即： 从模型3中看出，资本与劳动的产出弹性都是在0到1之间，模型的经济意义合理，而且拟合优度较模型2还略有提高，解释变量都通过了显著性检验。方式2：迭代估计非线性模型，迭代过程中可以作如下控制：⑴在工作文件窗口中双击序列C，输入参数的初始值；⑵在方程描述框中点击Options，输入精度控制值。控制过程：①参数初值：0，0，0；迭代精度：10－3；则生产函数的估计结果如图3-4所示。 图3-4 生产函数估计结果此时，函数表达式为： （模型4） ＝()(－)() 可以看出，模型4中劳动力弹性 ＝，资金的产出弹性 ＝，很显然模型的经济意义不合理，因此，该模型不能用来描述经济变量间的关系。而且模型的拟合优度也有所下降，解释变量L的显著性检验也未通过，所以应舍弃该模型。②参数初值：0，0，0；迭代精度：10－5； 图3-5 生产函数估计结果从图3-5看出，将收敛的误差精度改为10－5后，迭代100次后仍报告不收敛，说明在使用迭代估计法时参数的初始值与误差精度或迭代次数设置不当，会直接影响模型的估计结果。③参数初值：0，0，0；迭代精度：10－5，迭代次数1000； 图3-6 生产函数估计结果此时，迭代953次后收敛，函数表达式为： （模型5） ＝()()() 从模型5中看出，资本与劳动的产出弹性都是在0到1之间，模型的经济意义合理， ，具有很高的拟合优度，解释变量都通过了显著性检验。将模型5与通过方式1所估计的模型3比较，可见两者是相当接近的。④参数初值：1，1，1；迭代精度：10－5，迭代次数100； 图3-7 生产函数估计结果此时，迭代14次后收敛，估计结果与模型5相同。比较方式2的不同控制过程可见，迭代估计过程的收敛性及收敛速度与参数初始值的选取密切相关。若选取的初始值与参数真值比较接近，则收敛速度快；反之，则收敛速度慢甚至发散。因此，估计模型时最好依据参数的经济意义和有关先验信息，设定好参数的初始值。二、比较、选择最佳模型估计过程中，对每个模型检验以下内容，以便选择出一个最佳模型：一回归系数的符号及数值是否合理；二模型的更改是否提高了拟合优度；三模型中各个解释变量是否显著；四残差分布情况以上比较模型的一、二、三步在步骤一中已有阐述，现分析步骤一中5个不同模型的残差分布情况。分别在模型1～模型5的各方程窗口中点击View/Actual, Fitted, Residual/ Actual, Fitted, Residual Table（图3-8），可以得到各个模型相应的残差分布表（图3-9至图3-13）。可以看出，模型4的残差在前段时期内连续取负值且不断增大，在接下来的一段时期又连续取正值，说明模型设定形式不当，估计过程出现了较大的偏差。而且，模型4的表达式也说明了模型的经济意义不合理，不能用于描述我国国有工业企业的生产情况，应舍弃此模型。模型1的各期残差中大多数都落在 的虚线框内，且残差分别不存在明显的规律性。但是，由步骤一中的分析可知，模型1中除了解释变量K之外，其余变量均为通过变量显著性检验，因此，该模型也应舍弃。模型2、模型3、模型5都具有合理的经济意义，都通过了 检验和F检验，拟合优度非常接近，理论上讲都可以描述资本、劳动的投入与产出的关系。但从图3-13看出，模型5的近期误差较大，因此也可以舍弃该模型。最后将模型2与模型3比较发现，模型3的近期预测误差略小，拟合优度比模型2略有提高，因此可以选择模型2为我国国有工业企业生产函数。 图3-8 回归方程的残差分析 图3-9 模型1的残差分布图3-10 模型2的残差分布图3-11 模型3的残差分布图3-12 模型4的残差分布图3-13 模型5的残差分布
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建筑设计毕业论文参考文献汇总
紧张而又充实的大学生活即将结束，大家都知道毕业生要通过最后的毕业论文，毕业论文是一种的检验大学学习成果的形式，优秀的毕业论文都具备一些什么特点呢？以下是我精心整理的建筑设计毕业论文参考文献，仅供参考，希望能够帮助到大家。
1，有关建筑设计表现方法、手段
ISBN7-112-05157-6 建筑与徒手画 中国建工ISBN7-80159-555-6 国外建筑钢笔徒手画精选 中国建材ISBN7-80058-805-X 测绘图集(上、下册) 中国计划ISBN7-112-04960-1 钢笔建筑室内环境技法与表现 中国建工ISBN7-112-06386-8 建筑工程制图图例及符号大全 中国建工ISBN7-112-04958-X 建筑平面表现图解 中国建工ISBN7-5611-2008-7 建筑模型制作——模型思路的激发 大连理工ISBN7-5629-1710-8 模型制作 武汉理工ISBN7-5611-2414-7 建筑图法 大连理工ISBN7-5611-1889-9 建筑语汇 大连理工ISBN7-5611-2311-6 设计元素 大连理工
ISBN7-5618-1371-6 (第四辑)建筑设计方法入门 天津大学ISBN7-5618-1421-6 (第五辑)建筑绘画表现技法 天津大学ISBN7-5618-1261-2 (第一辑)建筑的基本知识 天津大学
2，有关前辈建筑设计思想、感言
国外大师谈话录
ISBN7-112-05921-6 莱姆·库哈斯与学生的对话 中国建工ISBN7-112-05919-4 勒·柯布西耶与学生的对话 中国建工ISBN7-112-05920-8 路易斯·康与学生的对话 中国建工ISBN7-112-05918-6 圣地亚哥·卡拉特拉瓦与学生的对话 中国建工ISBN7-5618-1556-5 建筑创作漫步 天津大学ISBN7-112-04898-2 建筑创作中的立意与构思 中国建工ISBN7-112-04896-6 建筑的美学评价 中国建工ISBN7-5618-1384-8 建筑的艺术观 天津大学ISBN7-112-02209-6 我的建筑创作道路 中国建工ISBN7-112-03388-8 我眼中的建筑与环境 中国建工
3，有关建筑设计历史
世界建筑史
ISBN7-112-04899-0 古埃及卷(上、下册) 中国建工ISBN7-112-03571-6 古希腊卷(上、下册)ISBN7-112-03737-9 拜占庭建筑 ISBN7-112-03738-7 哥特建筑 ISBN7-112-03739-5 文艺复兴建筑
ISBN7-112-03734-4 希腊建筑 ISBN7-112-03745-X 现代建筑 ISBN7-112-03741-7 新古典主义与19世纪建筑 ISBN7-112-03743-3 伊斯兰建筑 ISBN7-112-05619-5 圣经中的文明古城 ISBN7-112-05679-9 世界历史名城 ISBN7-112-05680-2 世界著名建筑 ISBN7-112-05657-8 世界著名战场 ISBN7-112-05200-9 失去的建筑(增订版)
未来建筑师丛书
ISBN7-5618-1262-0 (第二辑)中国古代建筑与近现代建筑 天津大学
ISBN7-5618-1050-4 (第三辑)西方古典建筑与近现代建筑 天津大学
4，有关优秀建筑设计师作品
DA建筑名家细部设计创意
ISBN7-112-04682-3 DA建筑名家细部设计创意 1 中国建工
10157ISBN7-112-04683-1 DA建筑名家细部设计创意 2 中国建工
国外名建筑选析丛书
ISBN7-112-04692-0 环球航空公司候机楼 ISBN7-112-04696-3 惠特尼美国艺术博物馆 ISBN7-112-04687-4 朗香教堂 SBN7-112-04690-4 联合国总部大厦 ISBN7-112-04693-9 萨尔克生物研究所 ISBN7-112-04691-2 西格拉姆大厦 SBN7-112-04689-0 西塔里埃森 ISBN7-112-04694-7 耶鲁大学艺术与建筑系馆 ISBN7-112-04695-5 约翰·汉考克大厦
国外著名建筑师丛书
ISBN7-112-03631-3 阿尔瓦·阿尔托 ISBN7-112-03751-4 安藤忠雄 ISBN7-112-00788-7 贝聿铭
ISBN7-112-05836-8 查尔斯·柯里亚 ISBN7-112-00229-X 丹下健三 ISBN7-112-03049-8 黑川纪章
ISBN7-112-04542-8 凯文·罗奇 ISBN7-112-01165-5 赖特 ISBN7-112-01872-2 路易·康
ISBN7-112-05837-6 路易斯·巴拉干 ISBN7-112-00580-9 密斯·凡·德·罗
ISBN7-112-03209-1 诺曼·福斯特 SBN7-112-01374-7 西萨·佩里 ISBN7-112-01889-7 雅马萨奇
ISBN7-112-01821-8 詹姆士·斯特林 中国建工
5，有关各种建筑类型、风格
ISBN7-112-04560-6 中国少数民族建筑艺术画集 中国建工
20世纪世界建筑精品集锦
ISBN7-112-03708-5 第10卷 东南亚与大洋洲 ISBN7-112-03699-2 第1卷 北美
1ISBN7-112-03700-X 第2卷 拉丁美洲 ISBN7-112-03701-8 第3卷 北、中、东欧洲 ISBN7-112-03702-6 第4卷 环地中海地区 ISBN7-112-03703-4 第5卷 中、近东 ISBN7-112-03704-2 第6卷 中、南非洲
ISBN7-112-03705-0 第7卷 俄罗斯、前苏联和独联体国家 ISBN7-112-03706-9 第8卷 南亚 ISBN7-112-03707-7 第9卷 东亚
building系列
ISBN7-5611-2131-8 大学建筑 大连理工ISBN7-5611-2191-1 航空港建筑 大连理工
ISBN7-5611-2130-X 纪念性建筑 大连理工ISBN7-5611-2073-7 教堂建筑 大连理工
ISBN7-5611-2133-4 剧院建筑 大连理工ISBN7-5611-2136-9 桥梁建筑 大连理工
ISBN7-5611-2208-X 市政建筑 大连理工ISBN7-5611-2132-6 图书馆建筑 大连理工
ISBN7-5611-2135-0 银行建筑 大连理工ISBN7-5611-2209-8 影院建筑 大连理工
6，有关住宅设计
世界小住宅设计经典丛书
ISBN7-112-04254-2 世界小住宅(1) 中国建工ISBN7-112-04255-0 世界小住宅(2) ISBN7-112-04256-9 世界小住宅(3) ISBN7-112-04257-7 世界小住宅(4) ISBN7-112-04258-5 世界小住宅(5) ISBN7-112-04259-3 世界小住宅(6) ISBN7-112-04260-7 世界小住宅(7) ISBN7-112-04261-5 世界小住宅(8) ISBN7-112-04262-3 世界小住宅(9) ISBN7-112-04263-1 世界小住宅(10)中国建工
世界住宅设计丛书(共4册)ISBN7-112-04117-1 世界住宅设计(1) ISBN7-112-04118-X 世界住宅设计(2) ISBN7-112-04119-8 世界住宅设计(3) ISBN7-112-04120-1 世界住宅设计(4) SBN7-112-02296-7 北京四合院 ISBN7-112-03229-6 世界20世纪经典住宅设计 ISBN7-80058-773-8 小宅设计 中国计划ISBN7-5618-1199-3 中国传统民居 ISBN7-112-05509-1 世界聚落的教示100
7，有关设计构成
ISBN7-80058-884-X 艺术·设计的光构成 中国计划ISBN7-80058-882-3 艺术·设计的.立体构成 中国计划
ISBN7-80058-881-5 艺术·设计的平面构成 中国计划ISBN7-80058-883-1 艺术·设计的色彩构成 中国计划ISBN7-112-03215-6 通俗色彩理论 中国建工
8，有关其他院校设计类专业作品
ISBN7-112-02685-7 北京建筑工程学院专辑 ISBN7-112-03207-5 清华大学专辑 ISBN7-112-02684-9 深圳大学专辑 ISBN7-112-02872-8 天津大学专辑 中国建工ISBN7-112-03128-1 同济大学专辑 SBN7-112-04706-4 北大建筑 1(无)上下住宅 中国建工ISBN7-112-05198-3 北大建筑 2 79号甲+ ISBN7-112-03337-3 东南大学建筑系七十周华纪念专集 学生作业集
9，专业杂志
ISBN7-112-04745-5 建筑艺术与室内设计(杂志) ISBN7-112-01960-5 建筑画(杂志)建筑师(杂志)
10，有关建筑理论
ISBN7-112-05863-5 建成环境的意义——非言语表达方法 ISBN7-112-06063-X 建筑美学 SBN7-112-05219-X 建筑与个性—对文化和技术变化的回应 ISBN7-112-06064-8 空间的语言 ISBN7-112-05855-4 现代建筑设计思想的演变 ISBN7-112-03819-7 总体设计ISBN7-112-04939-3 匠学七说 ISBN7-112-03568-6 建筑空间组合论 ISBN7-5618-1252-3 建筑设计与城市空间 天津大学ISBN7-112-03721-2 建筑师与设计师视觉笔记 中国建工ISBN7-112-05646-2 建筑形式的逻辑概念 中国建
ISBN7-112-04722-6 建筑形式语言 ISBN7-112-05243-2 结构形态与建筑设计ISBN7-112-05861-9 聚落探访 ISBN7-112-02942-2 建筑图解辞典
拓展：
书写格式
1.参考文献标注的位置
2. 参考文献标标注方法和规则
3. 参考文献标标注的格式
2007年8月20日在清华大学召开的“综合性人文社会科学学术期刊编排规范研讨会”决定，2008年起开始部分刊物开始执行新的规范“综合性期刊文献引证技术规范”。该技术规范概括了文献引证的“注释”体例和“著者—出版年”体例。不再使用“参考文献”的说法。这两类文献著录或引证规范在中国影响较大，后者主要在层次较高的人文社会科学学术期刊中得到了应用。
⑴文后参考文献的著录规则为GB/T 7714-2005《文后参考文献著录规则》，适用于“著者和编辑编录的文后参考文献，而不能作为图书馆员、文献目录编制者以及索引编辑者使用的文献著录规则”。
⑵顺序编码制的具体编排方式。参考文献按照其在正文中出现的先后以阿拉伯数字连续编码，序号置于方括号内。一种文献被反复引用者，在正文中用同一序号标示。一般来说，引用一次的文献的页码（或页码范围）在文后参考文献中列出。格式为著作的“出版年”或期刊的“年，卷（期）”等+“：页码（或页码范围）.”。多次引用的文献，每处的页码或页码范围（有的刊物也将能指示引用文献位置的信息视为页码）分别列于每处参考文献的序号标注处，置于方括号后（仅列数字，不加“p”或“页”等前后文字、字符；页码范围中间的连线为半字线）并作上标。作为正文出现的参考文献序号后需加页码或页码范围的，该页码或页码范围也要作上标。作者和编辑需要仔细核对顺序编码制下的参考文献序号，做到序号与其所指示的文献同文后参考文献列表一致。另外，参考文献页码或页码范围也要准确无误。
⑶参考文献类型及文献类型，根据GB3469-83《文献类型与文献载体代码》规定，以单字母方式标识：
专著M ； 报纸N ；期刊J ；专利文献P；汇编G ；古籍O；技术标准S ；
学位论文D ；科技报告R；参考工具K ；检索工具W；档案B ；录音带A ；
图表Q；唱片L；产品样本X；录相带V；会议录C；中译文T；
乐谱I； 电影片Y；手稿H；微缩胶卷U ；幻灯片Z；微缩平片F；其他E。
问题一：建筑模型制作心得论文的摘要怎么写 建筑模型制作心得论文可以具体些哈，俺的成。 问题二：XP会不会比98更加充分的发挥硬件的性能，从而使游戏运行更顺畅？ 作为服役十余年的系统，它已经迎来了自己的归宿。现在，全世界的网友不禁为这一顽强存在于microsoft十余载的系统肃然起敬。只有不断地探索、尝试、创新，才能使系统运行更人性化。这一点，是XP无法与7和相媲美的。 问题三：建筑中常提到的建模是什么意思？ 如果是设计的话，那就是先用cad绘制出建筑规划图，然后再用3d把绘制好的模型建出来，制作成建好后的效果 问题四：如何写一篇好的数学建模论文 多学习一下国赛或者美赛的优秀论文，具体论文的格式可以仿照优秀论文，另外在文章中应该要有自己的亮点所在，比如新颖的算法或者模型，可以增色不少。 问题五：求一篇简单的数学建模论文！ 题目：订购问题 已经发给你啦！ 这里还有 数学建模--教学楼人员疏散--获校数学建模二等 数学建模 人员疏散 本题是由我和我的好哥们张勇还有我们区队的学委谢菲菲经过数个日夜的精心准备而完成的,指导老师沈聪. 摘要 文章分析了大型建筑物内人员疏散的特点，结合我校1号教学楼的设定火灾场景人员的安全疏散，对该建筑物火灾中人员疏散的设计方案做出了初步评价，得出了一种在人流密度较大的建筑物内，火灾中人员疏散时间的计算方法和疏散过程中瓶颈现象的处理方法，并提出了采用距离控制疏散过程和瓶颈控制疏散过程来分析和计算建筑物的人员疏散。 关键字 人员疏散 流体模型 距离控制疏散过程 问题的提出 教学楼人员疏散时间预测 学校的教学楼是一种人员非常集中的场所，而且具有较大的火灾荷载和较多的起火因素，一旦发生火灾，火灾及其烟气蔓延很快，容易造成严重的人员伤亡。对于不同类型的建筑物，人员疏散问题的处理办法有较大的区别，结合1号教学楼的结构形式，对教学楼的典型的火灾场景作了分析，分析该建筑物中人员疏散设计的现状，提出一种人员疏散的基础，并对学校领导提出有益的见解建议。 前言 建筑物发生火灾后，人员安全疏散与人员的生命安全直接相关，疏散保证其中的人员及时疏散到安全地带具有重要意义。火灾中人员能否安全疏散主要取决于疏散到安全区域所用时间的长短，火灾中的人员安全疏散指的是在火灾烟气尚未达到对人员构成危险的状态之前,将建筑物内的所有人员安全地疏散到安全区域的行动。人员疏散时间在考虑建筑物结构和人员距离安全区域的远近等环境因素的同时，还必须综合考虑处于火灾的紧急情况下，人员自然状况和人员心理这是一个涉及建筑物结构、火灾发展过程和人员行为三种基本因素的复杂问题。 随着性能化安全疏散设计技术的发展，世界各国都相继开展了疏散安全评估技术的开发及研究工作，并取得了一定的成果(模型和程序)，如英国的CRISP、EXODUS、STEPS、Simulex，美国的ELVAC、EVACNET4、EXIT89，HAZARDI，澳大利亚的EGRESSPRO、FIREWIND，加拿大的FIERA system和日本的EVACS等，我国建筑、消防科研及教学单位也已开展了此项研究工作，并且相关的研究列入了国家“九五”及“十五”科技攻关课题。 一般地，疏散评估方法由火灾中烟气的性状预测和疏散预测两部分组成，烟气性状预测就是预测烟气对疏散人员会造成影响的时间。众多火灾案例表明，火灾烟气毒性、缺氧使人窒息以及辐射热是致人伤亡的主要因素。 其中烟气毒性是火灾中影响人员安全疏散和造成人员死亡的最主要因素，也就是造成火灾危险的主要因素。研究表明：人员在CO浓度为4X10-3浓度下暴露30分钟会致死。 此外，缺氧窒息和辐射热也是致人死亡的主要因素，研究表明：空气中氧气的正常值为21％，当氧气含量降低到12％～15％时，便会造成呼吸急促、头痛、眩晕和困乏，当氧气含量低到6％～8％时，便会使人虚脱甚至死亡；人体在短时间可承受的最大辐射热为／m2(烟气层温度约为200℃)。 图1 疏散影响因素 预测烟气对安全疏散的影响成为安全疏散评估的一部分，该部分应考虑烟气控制设备的性能以及墙和开口部对烟的影响等；通过危险来临时间和疏散所需时间的对比来评估疏散设计方案的合理性和疏散的安全性。疏散所需时间小于危险来临时间，则疏散是安全的，疏散设计方案可行；反之，疏散是不安全的，疏散设计应加以修改，并再评估。 图2 人员疏散与烟层下降关系(两层区域模型)示意图 疏散所需时间包括了疏散开......>> 问题六：如何写好数学建模竞赛论文 首先要清楚自己的思路， 摘要是关键，怎么解就怎么描述，它的占分也比较重。 发挥想象 的还有 材料扩展。这是你思维的考验和衡量点。