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德育的本质属性范文1
关键词：职业教育 表现形式 本质属性
本质属性，是指能区别出事物的复杂现象，能决定所反映事物为该事物，并能与其他事物区别开来的属性。任何事物都有其本质属性，职业教育也不例外。由于职业教育与社会紧密相连，并在社会和个体的发展中，发挥着重大作用。正确分析职业教育的本质属性，能对其发展规律进行更好的把握，对其在社会发展中的战略地位有更为深刻的认识。遵循从现象到本质的判定方法，首先需要对职业教育的表现形式进行分析。
一、职业教育的表现形式分析
社会的生产方式深刻地制约着职业教育的目标、主体、形式、内容及结果等因素。在人类社会发展以来，社会的生产方式发生了很大的变化，经历从游牧、农耕、小手工业到机器大工业生产，再到今天的信息知识社会的几个阶段，在历史的每个时期，职业教育都具有不同的表现形式。
（一）萌芽时期
从游牧时期到小手工业生产时期，这一阶段萌芽出了职业教育，也可称这一时期为前职业教育时期。该阶段的职业教育体现出“学徒制”的特点，职业教育都仅限于师徒、父子相传，其教育方式主要是“言传身教”。在这一时期中，让个人获得能立足于社会的生存方式，就是职业教育的主要功能。另外，在个人才艺的发展和技艺的传承方面具有一定的促进作用。
前职业教育时期中，职业教育活动渗透于各种社会生活中，但是并没有被重视，更不存在相关的正规制度，它在整个教育体系中表现得无足轻重。
（二）发展前期
在机器大工业生产的时代，职业教育逐步发展成为现代教育制度的一个组成部分，这一时期可以看做职业教育的发展前期。在这一时期，开设了专门的职业教育学校，取代“学徒制”。在学校中，学生能对复杂化生产过程中所需的知识和技能进行学习，而非局限于手工技艺的练习。社会大工业生产方式的产生和发展，推动着职业教育的产生和发展。
（三）发展时期
伴随着社会的发展变化，生产方式在发生变化的同时，职业教育的表现形式也发生了较大的变化。对于传授生产劳动知识和职业技能的教育方式，将其称为技术教育、职业技术教育或技术职业教育。在多数国家，职业教育的实施从高中阶段就已开始，可将其大致分为分流制和单轨制。其中分流制以德国、中国和日本为代表，将职业训练和职业教育合二为一是分流制的特色，这一教学制度让高中职业教育几乎沦为了职业训练，因此也被称作“现代学徒制”。实施单轨制的国家主要有加拿大和美国，将职业教育和职业训练分开进行是其基本特征。
社会发展至今，已成为了以知识经济为主导的信息社会，职业教育在目标、形式、层次和内容等方面都变得更加丰富，提供了更多选择，它是满足社会各阶层人士的学习和职业发展需要的教育。
二、职业教育的本质属性
（一）以人为本是本质属性的核心
从古到今，社会中的所有教育，从价值本质来看，都是为了人的发展。人是一切价值的根本，没有人就不存在价值和意义。职业教育是人的智力和体力高度融合、统一的体现，它与人的发展密切相关。职业教育应当以人为本，而不是以课本、学校、地方或者国家为本位，为人而进行的教育。脱离人的发展，职业教育就无从谈起。
（二）社会生产性
职业教育是人类文明发展和社会分工的产物，因此它一定具备天然的社会属性。通过社会生产、生活服务与职业教育的关系来看，社会生产服务与职业教育是一脉相承、密不可分的，究其本质，职业教育是社会生产生活的有机组成部分。
在教育领域中，职业教育是一项谋生就业和技能培训活动，为社会生产输送合格的劳动者是其直接任务，职业教育是服务于经济发展和社会发展的教育活动。培养的人才数量和人才质量是教育活动的根本衡量标准，服务于社会的职业教育活动实际上也是为教育目标的实现所服务，通过教育目标的实现推动社会方式的发展，进而促进社会的发展。职业教育的社会生产性，是区别于其他教育活动的本质属性所在。
（三）职业导向性
职业导向性是职业教育最重要的本质属性。在职业教育中，以岗位要求和行业发展导向，通过应用模拟职业环境的手段，对工作过程和技术知识进行学习，最终达到培养学生职业能力的目标。职业教育的职业导向性，主要可以从以下方面进行分析：
1、职业能力的培养是关键
学生职业能力的培养是职业教育能否发展的关键。职业能力是指通过职业技能和专业知识的学习，对其进行掌握并加以实际运用、类化和迁移，且能整合相关的一般能力的一种能力体现。社会能力、方法能力和专业能力是职业能力的三个构成部分。职业教育必须尊重学生的个性，了解学生的需要，关注不同类型的学生，以促进他们自我价值的实现。
在职业教育中，承认并充分尊重学生的个体差异性，以实现每个学生的具体职业发展为教学目标。职业教育通过不同专业设置、不同教育内容和形式来发掘每个学生的潜能。按照专业实施教学，让不同类型的学生根据自身情况进行选择，从而达到扬长避短的作用。由于学生自主选择了适合本身特点的专业，能够调动其学习积极性，对发展其专业的专业能力有很好的促进作用。
2、关注现实生产、生活是重点
关注现实生产和生活是职业教育发展的重点。也可以理解为实践教学是职业教育的发展重点。在职业教育中，加大实践教学的比重，可以有效地提高学生的资源处理、人际关系处理、信息处理和技术运用几方面的能力。
3、终身学习是发展趋势
在新技术、新行业不断兴起的今天，一次性学习的观念已不能符合社会的飞速发展。岗位竞争愈演愈烈，一个人的职业生涯中可能面对多次变更，只有不断的学习，才能在社会竞争中得以生存和发展。现代职业教育提出，必须培养学生在各专业中流动的能力，且刺激他们进行自我学习和培训的欲望。终身学习是符合现代社会需要的教育思想，也是职业教育发展的必然趋势。
参考文献：
[1]刘晓.论职业教育的本质属性[J].教育与职业，2010，（20）：12-14.
德育的本质属性范文2
【关键词】 环境成本;控制成本;可持续发展
环境成本控制是指企业运用一系列的手段和方法,对企业生产经营活动全过程涉及有关生态环境的各种活动所实施的一种旨在提高经济效益和环境效益的约束化管理。首先环境成本的发生是为了达到对环境的保护,即对环境的负责;其次目前我国绝大多数企业对环境成本的核算采用事后处理法,即企业在发生环境问题造成环境影响之后,对环境问题设法进行清除和弥补的行为,并将这一过程中所发生的各种费用支出列为环境成本;最后我国未做到将外部成本内部化,所以环境成本可看作是各类企业经济活动对环境造成的影响而采用或被要求采用的措施成本和执行环境目标要求所付出的成本。
环境成本主要包括内容有:(1)传统的企业环境控制成本。企业在需要承担相应责任的环境活动中,为了履行环境责任,所发生的货币性的支出和非货币性的消耗。(2)政府以法定形式规定的成本。政府以法定形式规定的企业必须发生的环境控制成本。(3)企业为达到环保目标与计划自主投入的成本,也称自发成本。是企业为了达到环保的目标与计划,自主决定的环境控制成本。(4)预算成本,是指企业为了未来的环保活动所作的预算。具体包括人力、物力和财力等方面的消耗。(5)突发性的成本,即偶发成本。指事先没有预计的突发性的环境控制成本。(6)故障成本。是对环境破坏和环保举措不力等恶性环境活动的经济处罚。
一、环境成本的分类
1.按环境的归属可分为环境内部成本与环境外部成本。环境内部成本是指由企业经济活动所导致的且可以精确计量由企业负担的环保成本。环境外部成本是指那些由本企业经济活动所导致的但尚未精确计量,并由于各种原因而未由企业负担的不良环境后果。
2.按环境成本是否能为企业管理当局的决策所影响分为可避免成本与不可避免成本。可避免成本是指通过企业管理当局的决策可以影响成本数额的成本;不可避免的成本是指通过企业管理当局的决策不能改变其数额的成本。
3.按环境成本的用途分为环境补偿成本、环境维持成本、环境发展成本。环境补偿成本是指由于污染和破坏环境对各方面造成损失而应予补偿的费用;环境维持成本是指为防止和减少环境污染和破坏而支出的日常维护费用;环境发展成本是指为进一步发展环境保护产业而投入的各项开支。
目前,我国大多数企业采用的控制方法是事后控制法,将成本分为以上几类更适合我国的国情,便于企业进行成本的核算、分析以及环境成本的控制。
二、企业进行环境成本控制的必要性
首先,是可持续发展的要求。随着环境保护政策、法规、标准的不断出台和严格执行,企业将逐步向“环境经营导向”过渡,其环境行为越来越受到约束。企业不仅要考虑经济的增长速度和效益,更要关注经济发展的代价。
其次,从企业的社会责任来看,环境成本控制相当重要。粗放型的生产模式,不仅形成了资源开发利用的无序化,对我国的水资源、矿产资源、土地资源等造成大量浪费,随着社会公众对环境的日益关注,政府对企业环境管理的要求日趋严格,企业对自身的环境行为负责已是大势所趋。
再次,从企业自身的盈利目标来看。企业应该承担环境责任,目前消费者对绿色食品日益青睐,有些国家已经禁止无环境标志的食物进入市场。资金市场开始注重企业的环境形象和环境业绩,许多国际金融组织、一些发达国家对外援助和政府贷款对受援国的环境要求做出了明确规定,中国人民银行也规定各级银行发行贷款时必须配合环境保护部门把好关,对环境保护部门未批准的项目一律不予贷款。
最后,从企业面临的风险来看。环境问题将使得企业成本增加,环境风险增大。国家对环保责任的范围不断扩大,对企业的环境责任追究已不仅仅停留在企业生产经营环节的废弃物排放,而且扩大到产品使用过程的环保污染和使用后回收利用等方面,这必将增加企业的成本。
三、我国相关法规与环境成本控制的关系
我国一直以来都很重视环境保护工作,颁布了一系列的法律法规对环境行为进行约束。环境保护法律法规的严格实施,会对企业生产过程、废弃物处理、产品规格等有更高的要求。一旦企业有违反法律法规的行为,必将处以罚款,使企业的环境补偿成本增加。企业从长远利益出发,为了减少环境补偿成本,会投入资金维持或改造生产加工、污染物处理等系统,这将使环境发展成本或环境维持成本增加。法律法规越严格,企业发生环境补偿成本的可能性就越大,为了降低可能发生的巨额补偿成本,企业将会加大环境维持或发展成本。环境成本的迅速增加,必然会使企业产生压力,引起管理层的高度重视,加强企业的环境成本控制。
参考文献
德育的本质属性范文3
关键词：克强指数;Benfrod法则;回归拟合
中图分类号：F0 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）31-0006-03
引言
一个国家的经济运行状况有许多经济指标可以反映，这些宏观经济指标的数据质量如何，越来越受到关注，地方政府对掩饰篡改经济数据一直有着强烈的动机和利益考量。如何能甄别经济数据的真实性和可靠性，进而做出正确的科学的经济决策一直都为学术界所乐于探讨。
克强指数源于总理2007年任职辽宁省委书记时，喜欢通过工业用电量新增、铁路货运量新增和银行中长期贷款新增三个指标分析当时辽宁省经济状况。克强指数的出现为我们提供了一种全新的对地区经济状况的评价方法和思路，作为对经济运行做出判断的成功范例，对克强指数的研究和改进与完善就显得非常重要。
一、基础知识
（一）Benford法则介绍
Simon Neweomb经过大量的统计分析发现许多类型的数字都很好地符合这样的规律：以1为第一位数的随机数要比以2为第一位数的随机数出现的频率要大，而以2为第一位数的随机数又比以3为第一位数的随机数出现的概率要大，并可以此类推。1938年Frank Benford得出这样一个结论：大自然数据的首位数字的出现频率符合一个规律，这就是Benford法则[1]。Benford定律的定义：在不同种类的统计数据中，首位数字是数字的概率是：
P（D=d1）=lg（1+1/d1）， d1=1，2，…，9 （1）
Benford法则可以用来检查数据是否存在质量问题。George Judge使用benford法则检测调查数据的质量[2]。许涤龙将Benford法则用于对M2统计数据准确性的研究[3]。刘云霞运用Benford法则对中国多个国家级开发区主要经济指标的数据质量进行分析[4]。孟连对中国经济增长统计数据可信度进行了估计[5]。许宪春对中国国内生产总值核算中存在的问题进行了研究[6]。Mark J.Nigrini提出该法则可用于检查是否有伪账[7]。张华用Benford法则对中国宏观经济统计数据进行了可靠性分析[8]。这些大量的研究都证实了Benford法则在部门数据和宏观数据质量检测上的独特功效。
（二）Benford法则检验方法
1.卡方拟合优度检验
其中ei是统计数据中首位数字i的实际频率，bi是Benford法则下首位数字i的理论频率。在显著性水平为0.05、自由度是8的条件下，卡方检验的临界值是15.51。如果卡方统计量的值大于临界值，统计数据首位数字的频率分布则不符合 Benford分布，即说明该数据可能存在质量问题，应引起注意。
2.Pearson相关系数
Pearson相关系数是用来度量两个变量X和Y之间的关系线性关系的，取值范围在[-1，+1]之间。则样本Pearson相关系数为：
二、实证分析
（一）数据来源及指标选择
实证分析采用的数据来源于国家统计局网站。克强指数使用三个经济指标（工业用电量新增、铁路货运量新增、银行中长期贷款新增）对地区经济运行状况进行评估。本文选择克强指数相关的指标：地区生产总值、工业用电量、铁路货运量、总货运量固定资产投入国内贷款四个指标作为研究对象。采用的数据包括31个省市自治区的五个经济指标从2003―2012年共十年的分省年度数据。
（二）Benford检验结果分析
本文首先分别统计了每个指标全国31个省市和自治区十年数据首位数字的频数，计算出每个数字出现的频率，以便检验各指标首位数字出现的频率是否符合Benford 法则。表1是各指标数据首位数字出现的频率分布。
对各指标首位数字的分布频率与Benford法则的分布频率进行频率分布拟合优度检验，计算结果（见表 2）。
表2的数据表明，前4个指标的皮尔逊相关系数中，除铁路货运量为0.71818外，其它3个指标都在0.985以上。从卡方拟合优度检验结果来看，显著性水平为0.05，自由度为8的卡方统计量临界值为15.51，除铁路货运量之外的其他指标的卡方值都小于此临界值。从两种检验结果都可以推断出铁路货运量指标数据可靠性存在问题。
为了找出铁路货运量数据中存在问题的样本，逐一剔除铁路货运量各省的数据。经计算发现贵州省、江西省、湖北省、湖南省在剔除其省份数据后相关系数明显变大、卡方值明显变小。说明这几个省份数据存在质量问题。综上所述，克强指数相关指标的数据质量整体可靠，由于全国各省交通运输发展悬殊，南方几个省数据的干扰使铁路货运量这一指标的数据质量变差。
（三）克强指数优化方案
为了优化克强指数的指标体系我们选取总货运量指标代替铁路货运量。首先计算出总货运量指标十年数据首位数字出现的频率分布（如表1所示）。对总货运量频率分布进行拟合优度检验，检验结果（如表 2所示）。从表2看出总货运量的皮尔森相关系数达到0.95以上，卡方值也小于0.05 显著性水平的临界值，可以认为总货运量比铁路货运量具有更高的可靠性，用总货运量代替铁路货运量对地区生产总值进行评估具有更高的可信度。为了验证猜测，分别使用发电量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款和发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款对地区生产总值进行线性回归方程拟合。回归拟合使用SAS软件。
首先用发电量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款拟合地区生产总值。拟合结果中F统计量t为925.50，可决系数为0.9007，方程的拟合度较高。各系数显著性检验的t统计量（分别为-4.75、17.93、-6.66、17.30）都落在拒绝域范围内，说明各解释变量对被解释变量具有显著性影响。然而虽然拟合方程的统计意义都能得到很好的解释，铁路货运量与地区生产总值却呈现负相关关系，这与实际不符，也印证了铁路货运量存在质量问题的结论。
然后用发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款拟合地区生产总值。拟合结果中F统计量为1 675.5，可决系数为0.9426，方程的拟合度较高。各系数显著性检验的t统计量（分别为-6.89、10.05、3.78、18.27）都落在拒绝域范围内，说明各解释变量对被解释变量具有显著性影响。经检验拟合方程的各变量不存在异方差性和多重共线性。对比两个拟合结果，有理由认为发电量、总货运量、固定资产投入国内贷款能够更好地评估地区生产总值。
结论
本文从克强指数使用的经济指标出发，基于Benford法则对各省份2003―2012年的地区生产总值、用电量、铁路货运量、固定资产投资国内贷款的数据准确性进行了研究。结果显示铁路货运量数据可靠性存在问题。通过逐一剔除各省份的方法找出存在数据篡改的样本。因此克强指数相关指标不适合评价所有省份的经济运行状况。为了优化克强指数的指标体系，选取总货运量代替铁路货运量，分别使用工业用电总量、铁路货运量、固定资产投入国内贷款和工业用电总量、总货运量、固定资产投入国内贷款对地区生产总值进行线性回归方程拟合。结果显示总货运量代替铁路货运量可以更好地拟合地区生产总值。因此本文得出结论：克强指数指标体系并不广泛适用，优化后的指标体系可以更好地评估全国所有省份的经济运行状况。
参考文献：
[1] George Judge，Laura Schechter.Detecting Problems in Survey Data Using Benford’s Law[J].The Jounal of Human Resources，2009，
44：1-24.
[2] Hill T.P.A Statistical Derivation of the Significant-Digit Law[J].Stat.Sci，1996，10：354-363.
[3] 许涤龙，金瑛.基于Benford 法则的M2 统计数据准确性研[J].统计与信息论坛，2010，（8）.
[4] 刘云霞，吴曦明，曾五一.关于综合运用Benford 法则和面板模型检测统计数据质量的研究[J].统计研究，2012，（11）.
[5] 孟连，王小鲁.对中国经济增长统计数据可信度的估计[J].经济研究，2000，（10）.
[6] 许宪春.中国国内生产总值核算中存在的若干问题研究[J].经济研究，2000，（2）.
[7] Mark J.Nigrini.The Detection of Income Tax Evasion Through an Analysis of Digital Frequencies[D].Ph.D.thesis.Cincinnati，University
of Cincinnati，1992.
[8] 张华.中国宏观经济统计数据质量的Benford评价及实证研究[D].太原：山西财经大学，2011.
The Study of Reliability About Keqiang Index Based on the Benford Law
SONG Xiang-dong，GUO Teng
（Yanshan University College，Qinhuangdao 066004，China）
德育的本质属性范文4
【关键词】高等职业教育 技术技能型人才 必要性
我国现行的高等职业教育是以专科层次为主体的高等职业教 育。但是高职教育作为完整的高等教育类型，亟待完善本科乃至研究 生层次的高等职业教育。目前，高职教育层次上移至本科层次，正在成为构建现代职业育体系的关键议题，高职院校与普通本科院校联合举办应用本科教育就是现阶段为了构建和完善现代职业育体系所进行的探索和尝试。联合举办的应用本科或高职本科是一种新的教育种类，它不同于本科院校的本科教育，也不同于部分本科院校举行的应用本科教育，还与以往部分高职高专院校为吸引生源、促进就业而与本科院校合作开展的专升本继续教育有所区别。因此，对联办高职本科教育的必要性进行探讨和研究，有助于进一步探索高职教育的特殊规律，为高职教育的深入发展提高科学的依据。
1.开展本科层次技术技能型人才培养是构建现代职教体系的需要
党的十报告中提出“加快发展现代职业教育”。《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020年）》将构建现代职业教育体系作为一项战略任务，提出“到2020年，形成适应经济发展方式转变和产业结构调整要求、体现终身教育理念、中等和高等职业教育协调发展的现代职业教育体系，满足人民群众接受职业教育的需求，满足经济社会对高素质劳动者和技能型人才的需要。”现代职业教育体系一个重要标志是实现职业教育人才培养的立交桥，实现中职、高职专科、应用本科、专业硕士相衔接。2011年教育部的《教育部关于推进高等职业教育改革创新引领职业教育科学发展的若干意见》也首次提出“鼓励高等职业学校与行业背景突出的本科学校合作探索高端技能型人才、应用型人才专业硕士培养制度。”2011年全国职业院校技能大赛期间，教育部副部长鲁昕表示，我国将探索建立包含中职、高职专科、应用本科、专业硕士等的职业教育体系。构建现代职教体系的关键除了实现中高职有机衔接之外，就是推动发展本科层次、研究生层次的职业教育，加快高层次技术技能型人才的培养。
目前，我国应用本科和专业硕士仅在少部分普通本科院校举办，由于规模较小、教育理念差异和外面环境的制约，远远不能满足构建现代职教体系、转变经济发展方式和发展现代产业体系的要求。教育部《关于全面提高高等职业教育教学质量的若干意见》（教高﹝2006﹞16 号）强调高等职业教育是高等教育的一种类型。教育部《关于推进高等职业教育改革创新 引领职业教育科学发展的若干意见》（（教职成﹝2011﹞12 号）指出高职教育有高等教育和职业教育的双重属性，在现代职业教育体系建设中发挥引领作用。高职教育目前办学层次主要是专科层次。根据构建现代职业教育体系的需要，随着高职教育改革的不断深入，一部分条件成熟的高职院校举办高层次的高职教育——应用本科教育或高职本科教育已经势在必行。
2.发展高层次职业教育是发达国家和地区成熟做法
在国外，高职教育也不局限专科一个学历层次，特别是在经济发达的国家和地区，高职本科教育早已有之。从20世纪中叶起，随着西方各发达国家进入高等教育大众化阶段，以工程教育为代表的高职本科教育在各国迅速崛起。美国有四年制工程教育、二年制社区学院教育；德国20世纪60年代创办了一种与传统大学并行的新型高等教育机构——应用科技大学。我国台湾地区的职业教育体系中，已经形成了中等职业教育、技术专科、技术本科以及技术硕士和博士的职业教育体系，高等职业院校在校生数量占台湾高校学生总数的50%.可见，高职教育人才培养层次向本科甚至更高层次延伸是当代高职教育发展的一个重要趋势。
3.国内不少省份纷纷开展高职院校举办高层次高职教育试点
国内一些发达省份在高职院校培养高层次技术应用型人才方面率先进行了探索。如广东省深圳市提出“探索有条件的高职院校开展本科及以上层次应用型技术教育，构建起中等、专科、本科和研究生层次齐全的应用型技能人才培养体系”。深圳职业技术学院作为高职院校的“领头羊”多年试点举办高职本科，已经取得许多成功经验。国家实施国家示范性高职院校建设计划以来，极大的推动高职院校的发展，列入建设计划的高职院校教育教学改革成果显著。
近年来，一些省份试点在国家示范性高职高专院校中试办高职本科专业，天津职业大学、贵州交通职业技术学院、无锡职业技术学院等一批国家示范性高职院校与相关本科院校联合试办高职本科专业，甚至试点培养专业硕士。其培养模式为：在利用国家示范性高职高专院校的教学实验资源完成四年本科学习生活，合格毕业后颁发联办本科院校的全日制普通高等学校本科毕业证书、授予相关专业学士学位。
美国著名的高等教育专家伯顿·R·克拉克指出：“对各高等院校进行分工已经变得越来越有必要，因为这有利于不同单位全力投入不同的工作”。综上所述，结合国内外一些国家和地区发展高等职业教育的经验和现状，高职院校借鉴国内外培养本科层次技术技能型人才的成功经验，将高职教育的新理念、规律和资源、手段运用于高职本科层次人才培养改革创新的实践中，遵循本科的教学规律，摸索职业教育中培养本科层次技术技能型人才的教育规律，已成为了解决当前我国高等职业教育人才培养结构类型单一、结构性过剩的重要出路，也弥补了我国高等职业教育主要还局限在专科层次，本科层次及以上的职业教育基本上还是空白的局面。
参考文献
[1] 教育部.关于全面提高高等职业教育教学质量的若干意见.教高【2006】16号.
[2] 教育部.关于推进高等职业教育改革创新 引领职业教育科学发展的若干意见教职成【2011】12号.
[3] 伯顿·R·克拉克.高等教育系统[M].杭州：杭州大学出版社，1994：291.
德育的本质属性范文5
关键词：南瓜；兴蔬大果蜜本；一代杂种；选育
中图分类号：S642.1 文献标识码：A 文章编号：1001-3547（2015）12-0006-02
1 选育经过
兴蔬大果蜜本南瓜母本N87是以双峰的一个地方品种与广东蜜枣南瓜的杂交后代，经4 a 8代定向选择而成的自交系，其植株生长势较强，第1雌花节位20节左右，果实短葫芦形，嫩果表面绿色、带长条形白斑，老熟果橙红色，果表深棱沟，口感粉、甜，可溶性固形物含量7.2%，平均单果质量3.6 kg，田间表现抗白粉病、疫病。父本M3是从黄狼南瓜经多年选择的高代自交系，植株生长势强，第1雌花节位24节左右，果实长葫芦形，嫩果深绿色，老熟果橘黄色，口感粉、甜，果实可溶性固形物含量10%，平均单果质量4.0 kg，田间表现抗白粉病、疫病。
2008年冬兴蔬大果蜜本南瓜在海南配组，2009年在长沙和三亚进行品种比较试验，2009-2011年进行了多点试验和生产示范。2015年通过湖南省农作物品种审定委员会审（认）定，命名为兴蔬大果蜜本，目前累计种植面积逾10万hm2。
2 选育结果
2.1 丰产性
①品种比较试验 2009年春、冬两季分别在湖南省蔬菜研究所长沙试验基地和三亚试验基地进行了品种比较试验，小区面积67 m2，随机区组排列，3次重复，均以金船蜜本南瓜作对照。结果表明，兴蔬大果蜜本南瓜两地667 m2平均产量4 565 kg，比对照增加40.9%。可溶性固形物含量7.8%，对照可溶性固形物含量8.5%（表1、2）。
②多点试验和生产示范 2009-2010年在湖南汉寿县、南县、沅江市、岳阳市、江永县等地进行多点试验，结果表明，兴蔬大果蜜本中晚熟，产量平均4 503 kg/667 m2，比对照金船蜜本增产40.1%。
2010-2011年在湖南、湖北、云南、海南、重庆、四川、广东、广西、江苏、浙江、河南等省市进行了大面积生产示范，普遍反映该组合总产量及单果质量明显高于当地主栽品种，畸形瓜少、口感粉甜、适应性强、丰产稳产。
2.2 熟性
兴蔬大果蜜本为中晚熟品种，湖南地区7月上旬开始采收，可持续采收至10月中下旬。
2.3 品质分析
经湖南省蔬菜工程技术研究中心品质化验，与对照金船蜜本南瓜相比，兴蔬大果蜜本南瓜可溶性固形物含量略低、粗纤维略高，其他二者相当（表2）。
2.4 抗病性鉴定
2014年对兴蔬大果蜜本南瓜和对照金船蜜本南瓜的白粉病抗性进行了人工接种鉴定，结果表明，兴蔬大果蜜本南瓜白粉病病情指数18.4，对照为18.6，均为抗白粉病品种。
3 品种特征特性
植株生长势强，中晚熟，第1雌花节位22节左右，主、侧蔓均可结瓜，果实长葫芦形，嫩果绿色带白条纹，成熟果橘黄色带条纹，果面深棱沟，商品瓜长47 cm左右。果实可溶性固形物含量7.8%左右，口感粉、甜。抗白粉病，单瓜质量4～6 kg，一般667 m2产量4 500 kg左右，适于华中、华南地区露地爬地栽培。
4 栽培要点
4.1 适时播种
由于南瓜对光照和温度比较敏感，生产上多提早播种以促进雌花形成。长江中下游地区2月底3月上旬采用双膜覆盖（地膜加小拱棚膜）栽培，营养钵或营养块育苗。
4.2 整地、合理施基肥
选肥沃疏松、排灌良好、近2 a未种过南瓜的壤土。土地翻耕耙平后，按畦面宽6～8 m作畦，中高边低，沟底宽30 cm，沟深20～30 cm，加深围沟、腰沟。每667 m2施腐熟农家肥800 kg、氯化钾10 kg、过磷酸钙50 kg，拌匀覆土，整平畦面。切忌单独施用氮素肥料，以免影响南瓜坐果和品质。
4.3 定植
4～5片真叶时选晴天下午移栽，每畦栽2行，株行距70 cm×（600～800）cm，浇定根水，每667 m2栽250～300株。
4.4 田间管理
瓜秧成活发棵后进行1次化学除草，植株倒蔓前留2根侧枝。前期控制肥水，每采收1批果实后追肥1次，每667 m2施速溶性三元复合肥10～20 kg，可在雨天撒施或在畦面2株中间穴施。
4.5 病虫害防治
爬地栽培南瓜整个生育期病虫害发生较轻，定植时防小地老虎，前期注意防治蚜虫、黄守瓜和潜叶蝇为害。
德育的本质属性范文6
关键词:阈值协整;完全修正的OLS;偏差和标准差;MC模拟
中图分类号:F224.0 文献标识码:A 文章编号:1003-5192(2010)06-0071-05
Small Sample Properties of Fully Modified OLS Estimation of
the Parameters in Threshold CointegrationLIU Han-zhong
(College of Economics and Commerce, Hunan University of Commerce, Changsha 410205, China)
Abstract:The paper examines small sample properties of parameters estimation with fully modified OLS (FM-OLS) method in threshold cointegration through performing a set of Monte-Carlo simulations, and the resulting evidence shows that FM-OLS method can modify small sample bias resulted from OLS, and some factors exert an influence on properties of FM-OLS method including persistence of the data process, the correlation between stochastic error and explanatory variables as well as sample size. As addition, regardless of threshold cointegration or linear cointegration, FM-OLS gains an obvious advantage over OLS. Therefore, when performed in the cointegration analysis, FM-OLS can obtain an exact estimator about cointegration parameter, and the wald statistics constructed through FM-OLS method have standard limiting distributions.
Key words:threshold cointegration; fully modified OLS; bias and standard error; Monte-Carlo simulation
1 引言
在时间序列分析中,协整(Cointegration)无疑是最常用的分析工具之一,协整参数向量的估计与检验当然成为了方法论发展的重中之重。幸运的是,Engle和Granger已经证明当样本容量趋于无穷大时,协整向量的OLS估计量具有超一致性(Super-consistent),即OLS估计量以T-1阶收敛于真实的参数,而在平稳序列的回归中,未知参数的OLS估计量以T-1/2阶收敛于真实参数,所以在协整回归中,协整参数的OLS估计量具有超一致性,因此在样本容量足够大时,利用OLS估计协整参数是目前的主要方法之一。另外一种估计协整参数方法是由Johansen提出的极大似然估计(MLE),且在大样本条件下,MLE估计量具有超一致性和渐近正态性等优良性质,但是MLE法存在以下缺陷:(1)假定数据过程的真实分布是正态分布,而在实际经济分析中不一定成立;(2)当存在多个协整向量时,往往无法说明到底哪个才能代表真实的长期均衡关系?许多研究人员采用最大特征值所对应的协整向量作为真实的长期均衡关系,但依据是什么?至今没有明确的答案。对于OLS和MLE估计的比较,Gonzalo[1]利用Monte-Carlo方法对估计的小样本性质进行了研究,研究表明:(1)当只有一个协整向量时,在样本T=100时,OLS与MLE相当;(2)在样本容量较大(T=300)时,MLE法要优于OLS法,且具有较小的均方误差(Mean-Square Error),也就是说在样本较大时,MLE比OLS估计量更加有效;(3)非正态性设定对MLE估计的影响较小,即在数据服从非正态分布时,MLE也具有良好的特性;(4)滞后阶数的选择对MLE估计的影响较为敏感,且Gonzalo发现:较长滞后阶的选择对MLE估计的有效性影响较小,而较短(相对于真实滞后阶数而言)的滞后阶选择对有效性影响较大,所以在应用Johansen方法时尽量采用较大的滞后阶,这样得到的协整参数估计和检验会更加准确。在本文中,笔者认为Johansen的MLE方法虽然在大样本下要优于OLS估计,但是从以上研究来看,该法所要求的样本容量较大,而在实际的经济分析尤其是宏观经济中,样本容量往往较小,一般都小于100,所以对OLS法的改进研究显得尤其重要。鉴于此,本文将进一步研究完全修正的OLS(Fully Modified OLS,简记为FM-OLS)估计法,目的在于揭示在阈值协整参数估计中,FM-OLS估计的小样本性质。
众所周知,OLS估计量具有超一致性,但是Phillips[2]和王少平[3]研究表明OLS在小样本下具有偏差,FM-OLS[4]估计正是为了解决OLS法的小样本偏差而提出来的。Phillips认为OLS估计是基于静态的协整回归方程对协整参数进行估计,由于这种静态的回归方程设定忽略了模型的动态结构,使得协整回归方程中的随机干扰项呈现出自相关性,正因为这种自相关性导致了OLS估计量的小样本偏差。同时,我们也知道在平稳序列的回归中,如果解释变量与随机干扰项不相关,即解释变量满足严格外生性(StrictExogeneity)时,OLS估计量是一致估计量;如果解释变量不满足严格外生性,则OLS估计不是一致估计量。而在非平稳序列的协整回归中,即使解释变量与随机干扰项相关,则协整参数的OLS估计仍然满足一致性[4,5],这说明只要样本容量足够大,不论解释变量与随机干扰项是否相关,OLS估计量是协整参数的一致估计量。另外对于利用工具变量(Instrument Variable,IV)来解决变量的内生性(Endogeneity)问题,Phillips和Hansen[4]对其进行了深入研究,结果表明工具变量法可以获得参数的一致估计量,且不论工具变量是否与回归解释变量相关,也就是说,在协整回归中选取的工具变量可以独立于解释变量,这时的OLS估计仍然是一致估计量,这一点与平稳序列的回归是不同的,在平稳序列的回归中,工具变量必须与解释变量高度相关。
提出FM-OLS估计法的另一个原因在于:当协整回归中的解释变量与随机干扰项相关时,OLS估计量的渐近分布不再是正态分布,因此对协整向量的约束性检验的Wald统计量不再渐近地服从于χ2分布[6],这无疑妨碍了Wald检验的应用。因此,FM-OLS估计法通过消除解释变量与随机干扰项之间的相关性,从而获得协整参数估计量的一致估计量和FM-OLS估计量的渐近正态性分布,这样可以利用传统的Wald统计量来对协整参数进行
检验。
本文将重点研究FM-OLS估计在阈值协整参数估计中的小样本性质。阈值协整[7]最初由Balke和Fomby[8]提出,这是对Granger提出的用来描述经济变量之间长期关系的协整概念的又一至关重要的发展。众所周知,经典意义上的协整刻画了经济变量之间的长期线性均衡关系,且协整方程的随机干扰项服从平稳的线性自回归模型。而阈值协整回归方程中的随机干扰项服从平稳的阈值自回归模型(Threshold Autoregression,简记为TAR),更确切地说,阈值协整描述了协整系统回复长期均衡的速率会随着误差项的不同而不同。例如,同一商品价格在不同国家之间存在阈值协整关系,即当两价格差没有超过交易成本时,此时两价格不会趋同,即协整系统不回复到长期均衡;如果当价格差大于交易成本时,两价格会回复到长期的均衡水平,这说明阈值协整在交易成本、固定调节成本计量经济分析中具有十分重要的应用价值。同时,在阈值协整中,随机干扰项虽然是平稳的,但往往存在自相关性,OLS估计法具有小样本偏差;另外在阈值协整中,当解释变量与随机干扰项相关时,利用FM-OLS估计量构造的Wald统计量仍然渐近地服从于χ2分布,因此在阈值协整中研究FM-OLS估计的小样本性质具有十分重要的理论和现实意义。
2 阈值协整(Threshold Cointegration)概述
从核密度估计图(略):无论是线性协整还是阈值协整,OLS法估计的协整参数具有偏差(左偏),且左尾要比右尾厚,因此标准差也较大,而FM-OLS估计法不仅能修正这种偏差,而且标准差也能减少,这说明在小样本(T=50)的协整参数估计中,FM-OLS比OLS具有明显优势。
5 结论
阈值协整在交易成本和固定调节成本等宏观经济分析中具有特殊地位,由于宏观经济数据序列往往较短,因此在小样本中研究阈值协整参数的估计显得尤其重要。本文较详细地讨论了FM-OLS在阈值协整参数估计中的性质,研究表明:(1)无论是线性协整还是阈值协整,FM-OLS估计都能修正OLS估计的小样本偏差,因此在样本容量较小时,应该采用FM-OLS法来估计有关参数;(2)影响FM-OLS估计量偏差与标准差的因素包括:数据过程的持久性(Persistence)、随机干扰项与解释变量之间的相关程度以及样本容量,且当持久性和相关性越强时,FM-OLS估计量的偏差与标准差就越大;(3)如果要对阈值协整参数进行检验时,通过FM-OLS估计量构造的Wald统计量的极限分布仍然服从标准的χ2分布,避免了由于冗余参数(Nuisance Parameter)对检验统计量极限分布的影响。综上所述,在宏观经济协整分析中,数据往往较短,因此应该运用FM-OLS法来估计协整参数,这样一方面可以修正OLS的小样本偏差,获得更加准确的参数估计;另一方面又避免了变量的内生性对估计所带来的影响,同时也可以避免参数约束性检验Wald统计量的非标准极限分布,这尤其在阈值协整分析中具有十分重要的理论与现实意义。
参 考 文 献:
[1]Gonzalo J. Five alternative methods of estimating long-run equilibrium relationships[J]. Journal of Econometrics, 1994, 60(2): 203-233.
[2]Phillips P C B, Durlauf. Multiple time series regression with integrated processes[J]. Review of Economic Studies, 1986, 53(4): 473-495.
[3]王少平.宏观计量的若干前沿理论与应用[M].天津:南开大学出版社,2003.66-72.
[4]Phillips, Hansen. statistical inference in instrumental variables regression with I(1)Processes[J]. Reviews of Economic Studies, 1990, 57(1): 99-125.
[5]Stock J. Asymptotic properties of least-squares estimators of cointegrating vectors[J].
Econometrica, 1988, 55(5): 1035-1056.
[6]陆懋祖.高等时间序列经济计量学[M].上海:上海人民出版社,1999.223-230.
[7]刘汉中.Ender-Granger方法在协整检验中的应用研究[J].数量经济技术经济研究,2007,(8):137-144
[8]Balke N S, Fomby T B. Threshold cointegration[J]. International economic reviews, 1997,
38(3): 627-645.
[9]Chan K S, Petruccelli J D, Tong H.A multiple threshold model AR(1)model[J]. Journal of Applied Probability, 1985, 22(2): 267-279.
[10]Bec F, Salem M B, Carrasco M. Tests for unit-root versus threshold specification with an application to the purchasing power parity relationship[J]. Journal of Business & Economic Statistics, 2004, 22(4): 382-395.
