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1鐵路現(xiàn)有貨運計量、安全檢測設備的種類及適用范圍
鐵路現(xiàn)有的貨運計量、安全檢測設備主要包括兩類：單純計量設備和以計量設備為基礎的安全檢測及監(jiān)控設備。這些計量、安全檢測設備廣泛應用于鐵路車站、貨場，鐵路專用線（專用鐵路）及地方鐵路和合資鐵路等，對保障鐵路運輸安全，維護鐵路和客戶雙方的利益至關重要。
1.1單純計量設備。單純計量設備包括：軌道衡（靜態(tài)軌道衡和動態(tài)軌道衡）、汽車衡、平臺秤、門吊秤、吊鉤秤、核子秤、皮帶秤、裝載機電子秤、平板秤，等等。單純計量設備主要應用于整車或零擔貨物實際裝載量的測量。
1.2以計量設備為基礎的安全檢測及監(jiān)控設施。以計量設備為基礎的安全檢測及監(jiān)控設備包括：超偏載檢測裝置、輪重測定儀、限界測定儀、危險品檢測儀、貨車裝載狀態(tài)電視監(jiān)控系統(tǒng)等計量裝置和安全檢測設備等。以計量設備為基礎的安全檢測及監(jiān)控設備主要用于檢測貨車裝載的超載、縱向超偏、橫向超偏、超限界、危險品及狀態(tài)參數(shù)等。
2貨運計量、安全檢測設備在使用過程中存在的問題。
盡管全國鐵路貨運現(xiàn)場大量裝備了計量、安全檢測設備，但仍不能滿足鐵路貨物運輸現(xiàn)場計量和安全檢測的迫切需要，許多安全檢測手段尚不完備，亟待開發(fā)完備高效的檢測設備，尤其是像裝載限界檢測和超偏載檢測等在線檢測設備，亟待開發(fā)。即便已經(jīng)配備的設備，也存在許多亟待解決和完善的問題，這些問題目前還普遍存在于設備的開發(fā)、配置、技術保障、維護等環(huán)節(jié)，具體包括以下內容。
2.1缺少統(tǒng)一的研制、開發(fā)、配備規(guī)劃。缺少統(tǒng)一的計量、安全檢測設備的研制、開發(fā)、配備規(guī)劃。設備的研制、開發(fā)、配備的主動權主要掌握在開發(fā)商、生產商的手中，設備市場的技術走向受開發(fā)商經(jīng)濟利益的驅動。開發(fā)商和生產商往往把具有可觀經(jīng)濟效益的設備放在開發(fā)的首位，盡管這樣也會促進裝備水平的提高，但更多體現(xiàn)出開發(fā)的無序性。設備使用單位也很少主動提出裝備技術水平和配備數(shù)量的要求，其設備投入具有一定程度上的隨意性和盲目性。
2.2計量、安全檢測設備市場秩序混亂。計量、安全檢測設備市場秩序混亂，產品質量水平良莠不齊，開發(fā)商之間無序競爭，甚至存在某些廠商采用不正當手段進行競爭。有的廠商根本不具備開發(fā)生產的技術條件，但為了追求利潤，居然采用仿冒手段制造偽劣產品；有的廠商無原則地追求低成本，甚至采取使用劣質材料、以次充好等手段與人競爭，不但對正當、優(yōu)質產品造成沖擊，而且對運輸安全構成了相當大的威脅。
2.3行業(yè)技術標準還不完備。用以指導生產的有關計量、安全檢測設備的鐵道行業(yè)技術標準還不完備。相當一部分設備沒有相應的行業(yè)標準，如：超偏載檢測裝置、輪重測定儀、限界測定儀、危險品檢測儀、貨車裝載狀態(tài)電視監(jiān)控系統(tǒng)等，還缺乏完備的能夠對生產實踐具有指導作用的行業(yè)標準；有些標準陳舊落后，其指導作用顯然不足，有的設備還僅僅是依據(jù)不規(guī)范的“技術條件”來生產；有的雖已制定技術標準，但由于種種原因，標準的技術要求與實際生產水平相比有些不符，生產水平還不能滿足技術標準的需要，等等。這些技術標準方面的問題，導致檢測設備的生產現(xiàn)狀存在著很多不盡如人意的地方，比如在檢測手段與實際需要之間、檢測需要與生產水平之間、檢測技術普及與檢測設備管理之間等等，都存在較大的差距。
3貨運計量、安全檢測設備在管理上存在的問題
盡管鐵路有關部門對計量、安全檢測設備的配備十分重視，也已經(jīng)建立一定規(guī)模的管理體系，但由于種種原因，管理上不盡如人意。3.1配置要求和配備標準不夠規(guī)范。全路計量、安全檢測設備的配置要求和配備標準在規(guī)范化方面顯得十分薄弱。各相關單位的計量、安全檢測設備的配置往往側重于經(jīng)營因素，忽視對技術因素的可行性論證，更談不上設備配置的長遠規(guī)劃。經(jīng)濟實力越強、設備本身的直接效益越明顯，單位對計量、安全檢測設備的投入力度就越大，反之，投入力度就越小。另外，設備采購管理方面存在漏洞，對所采購的設備質量缺乏必要的宏觀管理和有效控制，導致設備利用率低，不能發(fā)揮其應有的作用，從而造成資金浪費。
3.2計量意識淡薄。設備使用單位，尤其是安全檢測設備的使用單位，缺乏科學的計量意識，對計量、安全檢測設備日常監(jiān)管非常薄弱，無法實現(xiàn)正常的周期維護和檢定。誤以為安全檢測設備不屬于計量設備，因而對其用于判別目的的量值不進行科學溯源，甚至不溯源，絕大多數(shù)的安全檢測設備沒有以合法、有效的量值溯源作保證，無法判定量值是否準確或量值的偏差（誤差）是否在正常范圍，致使設備的可靠性無從談起。
3.3設備安全防護薄弱。設備本身缺少安全防護措施或防護手段不完備，加之設備管理存在漏洞，給不法者以可乘之機。如：為達到不正當目的，采用非法手段，有的與生產廠商勾結，在例行檢定后擅自非法更改設備初始設置參數(shù)，致使其量值與檢定狀態(tài)不符（曾發(fā)生某區(qū)段的兩臺狀態(tài)未見異常的軌道衡稱量同一對象，其量值竟然相差5噸之多的現(xiàn)象，這已經(jīng)遠遠超出軌道衡的正常稱重準確示值變化區(qū)間，若非操作人員人為調整設備，這種情況是不可想象的），設備檢定狀態(tài)與使用狀態(tài)不一致，導致設備無法始終處于正常工作狀態(tài)，這勢必影響設備的工作質量及其可靠性。對計量設備而言，其結果是嚴重侵害國家和客戶的利益；對安全檢測、監(jiān)控設備或設施來說，這種做法將對運輸安全構成相當大的威脅，是運輸安全生產的重要隱患。
3.4檢測信息網(wǎng)絡化基礎薄弱。計量、安全設備的檢測信息無法共享。鐵路貨運是一個動態(tài)系統(tǒng)，運輸系統(tǒng)的各個環(huán)節(jié)之間要靠信息進行溝通和聯(lián)系。為了充分發(fā)揮計量、安全檢測設備的效能，減少不必要的重復檢測，提高管理效率，實現(xiàn)檢測信息共享是必由之路。在高速信息化的今天，重要設備的檢測信息未實現(xiàn)共享，應該說是一個比較大的遺憾。而從管理的必要性來看，信息共享應該在檢測領域發(fā)揮其特有的優(yōu)勢，以求達到事半功倍的管理效果，這對推動高水平運輸安全體系的建設無疑是至關重要的。
參考文獻：
[1]韓遠謀，蔣運華，侯媚娟.散堆裝貨物超載因素的調查與分析，鐵道運輸與經(jīng)濟，2004,(2):53-54
[2]王維.克服計量手段落后現(xiàn)狀確保貨物運輸安全，鐵道貨運，2002，（5）：37
[3]趙如進.輪重測定儀在鐵路貨運安全中的作用，鐵道貨運，2003,(3)：37-38
[4]于冬，顧培亮，陳鐘.鐵路貨車裝載狀態(tài)監(jiān)視和超限檢測系統(tǒng)的研究，中國鐵道科學，2004,(5):141-143
在具體的實施中，通常強調的除工程質量以外，而更主要的則是提出工程變更計量的問題。為什么業(yè)主、監(jiān)理對工程變量計量提到如此高的程度，這固然有它的原因。因為，工程變更計量是控制整個工程項目進度、質量的雙刃劍。
工程變更雖然有它的申報、審核、審批程序，而工程計量也是有它的一套計量規(guī)則，但是歸結到一點，工程變更、計量都是以各自不同的運作方式，以其嚴密審慎態(tài)度，對建設項目實施有效的監(jiān)控，盡管采取的手段不同，而目的則完全是一致的。
對此，筆者將對兩者在工程建設中所處的特殊位置和作用以及相互間的緊密的內在關系進行一番分析，理順變更計量當事人各方的職責和義務，為業(yè)主切實把好工程投資項目關。
二、變更計量實施操作的內在關系分析
工程變更計量實施操作的內在關系，可以從以下三點來加以論述。
1.工程變更與計量似乎是兩個不同的概念，但仔細分析確實隱含著密不可分的關系。首先，工程變更不管以什么形式出現(xiàn)，而它都是要受計量規(guī)范所制約。比如，對某項變更，變更數(shù)量就必須準確，而工程數(shù)量不準確，則計量這一關就通不過。計量根據(jù)核實數(shù)量，有權作出修改。通常所說，設計數(shù)量(包括變更設計數(shù)量)并非是最終決算數(shù)量，而實際數(shù)量才是最終決算依據(jù)。然而，后者只能由計量工作來完成。由此又可看出，兩者既是相互依賴，又是相互制約，相輔相成的。
2.工程計量則是對工程變更實施操作的一種引導。這也是不難理解的。試舉兩例說明，以三凱線擋土墻漿砌數(shù)量為例，擋土墻工程量清單中，以“m3”為計量單位。內容包括挖基土石方、實體漿砌及墻背回填等，單價反映的是一種綜合單價。而擋墻加深加厚所引起的變更，則只能以漿砌“m3”來作為單位變更依據(jù)，則不能將其各個分項工程來進行分解。又如涵洞工程，不管是蓋板涵、砼洪涵等等的不同的結構形式，工程量清單中均以“m”為計量單位，內容包括了：挖基土石方、基礎漿砌(或基礎砼)、臺身砼、鋼筋砼蓋板、砼拱圈等，在涵洞工程變更中，不管涵洞結構形式及孔徑大小如何，變更單位也只能以“m”作為單位，同樣不能將其肢解。還有其它工程項目，也都如此，故不一一列舉。
通過以上兩例足以說明，工程變更單位必須依照計量單位及內容來行事，而決不能擺脫計量規(guī)則的約束。
3.工程計量亦需以工程變更為基礎。這也是不矛盾的。眾所周知，在新工地進場開始，即首先得進行“0”號變更臺帳的建立，“0”號臺帳是對工程設計數(shù)量進行完善的一種手段，本身也含有“變更”之意，這是整個工程建設項目工程預算的基礎。據(jù)此列出工程細目相應的工程量清單，經(jīng)承包人申報、監(jiān)理審核、業(yè)主審批后，則以此作為計量的依據(jù)。同時又從另外的一種角度進一步說明，不管什么項目，凡在工程量清單以內的，都不屬于變更，凡是在工程量清單項目以外的新增工程項目(包括缺項單價項目)均屬工程設計變更，這也是對工程何為變更項目的一種明確的界定。而工程變更計量兩者一直是緊密相連的。
三、工程變更與計量的異同點
1.工程變更的完整性與一次性。一份工程變更，可以一次完成。某個部位的變更只能一次完成而不能在此部位進行重復變更。(除非不可抗力的因素以外)。
2.工程計量的連續(xù)性和準確性。有個別重大變更工程量之大、項目之多、工序復雜、金額巨大，施工期限也長，如果待其工程竣工驗收合格后再給其一次性計量完成，那顯然是不可能的。只有根據(jù)施工順序，施工項目，分項逐次核實計量，需要多次計量才能完成。
3.變更計量的同一性和統(tǒng)一性：
變更計量兩者的目的，都是為了更好的控制工程投資，合理的運用變更資金完善工程在建項目的實施。
變更計量的統(tǒng)一性。變更以工程量清單細目為準，變更設計中必須依據(jù)工程量清單對號入座，而變更項目沒有的，則仍以工程量清單中的章節(jié)順序排列，新增項目工程量清單中則冠以“B”字開頭，即表示變更設計之意思，即此達到一定程度的統(tǒng)一。
4.變更計量相互間的互補性及兩者結合的完整性
從深層分析，工程變更計量確實隱含很強的互補性，從實施操作方法來看，從施工單位申報的方案報告及監(jiān)理認可后所產生的完善變更，雖然通過了監(jiān)理的層層審核，但多數(shù)工程項目數(shù)據(jù)確實可以作為計量實施，但也確實存在少數(shù)數(shù)據(jù)與現(xiàn)場核實不符。一句話，變更計量實施操作方法的共同點則是：力求清楚、完整、準確、有序。這是絕對不能含糊的。
四、變更計量幾個問題的探討
1.變更計量同屬于新、改建工程項目中實施操作的兩個概念，但仔細分析則有很多相近或相同之處，相近相同之處，變更計量的基點都必須是要求工程項目數(shù)據(jù)真實可靠，具有很強的可操作性。而真正實施操作，變更數(shù)量確實起具體施工的主導作用，但具體操作中又受到了客觀條件所限或客觀情況不符而作適當調整。
2.計量單位必須統(tǒng)一。在實施操作中，有些變更與計量單位確實不相吻合。如某邊坡防護中的施工錨桿，不管其錨桿直徑大小，全部以“m”為單位，而有的則以“kg”為單位，具體操作很不方便。變更估算金額本應以“元”為計量單位，而有的則也在小數(shù)點后保留三位，這顯然是不符合計量規(guī)則的。
3.擬采用的工程量清單中的計量方法，仍需進一步細化。某擋土墻因山體滑坡，首先將得進行坍方清理，接著進行挖基并進行擋墻砌筑，擋墻砌筑完畢，則墻背形成很大的空缺，需要進行大量的土石方回填夯實，按照工程量清單規(guī)定，這是不能計量的。在正常施工條件下，不計墻背回填，可以接受。在不可抗力的自然因素條件下所產生的墻背超填而不計入到變更工程量的范疇，確實有失“公正”“公平”。
五、結束語
在我國地區(qū)科技發(fā)展過程中，專利創(chuàng)新影響因素的空間關聯(lián)機制不容忽視。專利創(chuàng)新及其相關影響因素在地理空間上是否存在依賴性?影響因素對創(chuàng)新的空間貢獻度有多大?定量研究這些問題對制定我國各具特色的區(qū)域創(chuàng)新戰(zhàn)略具有重要的理論和政策意義。
國外使用空間計量方法分析專利數(shù)據(jù)的研究較多，如Anselin等研究教育和科研投入對創(chuàng)新的重要作用，他們建立了知識生產函數(shù)并利用美國的數(shù)據(jù)進行了空間實證分析…。
創(chuàng)新的內在影響因素和相互作用在不同的文獻中有不同的看法。除了教育和科研投入外，Simon認為每個個人有相同的機會發(fā)現(xiàn)新的技術，在歷史的任何時刻，是人口的數(shù)量決定創(chuàng)新的數(shù)量。“干中學”模型認為知識是經(jīng)濟生產活動的副產品。在國內，使用空間計量方法的論文較少。吳玉鳴用空間計量方法研究了我國省域的研發(fā)和創(chuàng)新。
針對我國專利數(shù)據(jù)的特殊性，結合已有成果，本文在考慮空間相關的基礎上，利用我國大陸31個省市區(qū)的2004與2006年相關數(shù)據(jù)分析經(jīng)濟狀況、人口、高校畢業(yè)生數(shù)等因素對創(chuàng)新能力的影響。
1創(chuàng)新產出及影響因素的空間計量
1．1模型的建立與指標的選取
內生經(jīng)濟增長模型中，Romer，Grossman和Helpman的研發(fā)模型將新思想的生產視為投人研究的資本、勞動力數(shù)量L和技術水平A的函數(shù)，其函數(shù)為柯布一道格拉斯形式：
其中，t為不同的時期，dA為知識的增量，B為轉移參數(shù)，為參數(shù)。實際上，投入研究的資本K和人力L是不好衡量的?？蒲型度氩蛔闱掖蟛糠值膶＠麆?chuàng)新并非來自科研投入。獲得經(jīng)費支持的部門，申請專利的比例也不高大部分科研成果以、成果鑒定等形式公開。因此使用科研投入來解釋創(chuàng)新存在一定的問題。本文采用更廣義的科研投入，即GDP替換K，這一替換也符合“干中學”原理，PGDP是用居民消費價格指數(shù)換算為當年實際值。同樣，由于創(chuàng)新主體分布的廣泛性，即創(chuàng)新主體不局限于專職的科研人員，因此用人口數(shù)POP替換。這一替換也可以從simon的人口數(shù)量決定創(chuàng)新數(shù)量的理論中找到依據(jù)。
知識的存量水平，A更不易衡量，不少文獻并沒有直接考慮知識的存量水平，而以教育投入來間接體現(xiàn)知識存量水平的作用，理由是知識存量水平通過教育轉移到生產者身上，作用于新知識的生產。但是，使用教育投入來體現(xiàn)知識存量水平的作用同樣存在問題。因為我國高校存在龐大的行政后勤管理人員，且由于院校條塊分割和管理體制的不完善導致浪費、專業(yè)和課程設置不合理等原因，相當多的教育資源并沒有用于知識的創(chuàng)新。更好的方法是選擇受教育的人來體現(xiàn)知識的存量水平，因為知識最終由受過良好教育的人來攜帶并進行創(chuàng)新活動。本文用高校畢業(yè)生數(shù)EDU來衡量教育的發(fā)展程度，也體現(xiàn)了知識的存量水平轉移到新知識生產上的程度，以之代替A，于是模型變?yōu)?/p>
模型兩邊取對數(shù)，LZSQ為專利授權數(shù)，代表知識的增量水平?？紤]創(chuàng)新的滯后性，本文創(chuàng)新的影響因素滯后二期。創(chuàng)新產出用2006年的專利創(chuàng)新，影響因素用2004年的高校畢業(yè)生、人口數(shù)量、經(jīng)濟增長。
創(chuàng)新能力在省域之問存在相互作用，如甲省培養(yǎng)的學生，可以流動到乙省從事科研活動；甲省的某項專利，它的思想可能激發(fā)乙省的另一個創(chuàng)新；甲省的經(jīng)濟發(fā)展，也可以帶動鄰省的創(chuàng)新活動。因此，在研究創(chuàng)新活動時，不考慮空間相關是脫離現(xiàn)實的。
1．2空間計量結果與分析
1．2．1計量結果。首先計算3l省市區(qū)的專利授權(LNZ．LSQ)、高校畢業(yè)生(LNEDU)、人口數(shù)量(LNPOP)、經(jīng)濟增長(LNPGDP)的Moran指數(shù)分別為0．3355、0．3086、0．2434、和0．3501，Moran指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計量值均大于正態(tài)分布函數(shù)在0．0l水平下的臨界值(1．96)，說明全國各省域的專利創(chuàng)新和高校畢業(yè)生、人口數(shù)量、經(jīng)濟增長的空間分布并非表現(xiàn)出完全隨機狀態(tài)，而是表現(xiàn)出相似值之間的空間集群。
空間自相關檢驗結果表明，對有關中國專利創(chuàng)新和影響創(chuàng)新相關因素的理論與實證研究，傳統(tǒng)研究的思路只從時間維度出發(fā)，忽視空間維度的相關性和異質性，在理論上存在嚴重不足，與創(chuàng)新和影響創(chuàng)新相關因素現(xiàn)實不符。有必要在進行專利創(chuàng)新及其影響相關因素研究時考慮納入空間依賴性的空間計量經(jīng)濟模型進行估計。為了比較，先給出了OLS估計結果，見表1。
以下給出了Moran指數(shù)檢驗、兩個拉格朗日乘數(shù)來判斷空間計量經(jīng)濟學模型SLM和SEM的形式，利用極大似然估計(ML的參數(shù)估計結果如表2所示。比較表1和表2中的檢驗結果發(fā)現(xiàn)，空問滯后模型SLM和空間誤差模型SEM的擬合優(yōu)度檢驗值均高于OLS模型，而且比較對數(shù)似然函數(shù)值LogL、AIC和sc值就會發(fā)現(xiàn)，在OLS、SLM和sEM中，SEM的LogL最大，而AIC和SC值最小，故SEM模型相對更好一些。由此可見，空間滯后模型和空間誤差模型作為對忽視了地理空間效應的經(jīng)典回歸模型的修正，消除了模型的空問自相關。用OLS估計SLM和SEM模型是有偏誤的或不一致的，基于OLS法的經(jīng)典線性回歸模型由于遺漏了空間誤差自相關性而設定的模型不夠恰當。而使用ML法估計的SEM和SLM模型與OLS估計相比較，SEM和SLM消除了模型的設置偏誤，結果更為準確、更加可信，是正確的模型設定形式。
1．2．2結果分析
(1)高校教育影響區(qū)域創(chuàng)新。高校畢業(yè)生的彈性系數(shù)顯著地為0．3135，大于傳統(tǒng)OLS模型中的0．2698，說明人才空間流動在創(chuàng)新中發(fā)揮了積極的作用。系數(shù)不很顯著，說明兩個問題：高校教育的作用尚未發(fā)揮到最好；高校教育有較強的空間擴散性。由于專業(yè)、課程設計，培養(yǎng)目標和社會導向等方面的缺陷，高校畢業(yè)生從事創(chuàng)新活動的并不多，如大學生中普遍存在英語、經(jīng)貿管理學習熱和公務員考試熱等現(xiàn)象，惟獨沒有科學研究熱；熱衷于坐辦公室當管理，不愿意到實驗室當研究人員。造成這一現(xiàn)象的原因在于現(xiàn)實社會中太多的資源集中于管理者，大部分的專家和研究者只是從屬人員，成不了主流。
(2)人口及人口流動對創(chuàng)新的空間效應。在普通OLS模型和空間OIS模型中，人口的系數(shù)為令人疑惑的負號。負號產生的主要原因是創(chuàng)新不是由人口基數(shù)，而是由人口的質量決定的。如英國在工業(yè)化時期人口并不多，1851年英國在第一屆世界博覽會向全世界宣告它成為世界上最強大的工業(yè)化國家時，人口只有1000多萬，我國同時期人口約4．3億，但是英國的創(chuàng)新明顯強于我國。我國的中部地區(qū)人口基數(shù)較大，但存在人才流失問題。直轄市人口遠低于普通省份，但卻是創(chuàng)新密集地區(qū)。因此，三個模型對人口基數(shù)的回歸出現(xiàn)了顯著的負號。空間OLS雖然體現(xiàn)了人31跨地區(qū)的作用，但對于包含大量非流動人口和多種文化層次的人口基數(shù)來講，在本地的作用尚未能體現(xiàn)，跨地區(qū)作用更難于體現(xiàn)。
(3)經(jīng)濟增長對提高創(chuàng)新能力的空間影響。在空間截面模型中，PGDP的彈性系數(shù)為1．6823，大于傳統(tǒng)OLS模型中的1．6011，說明GDP的作用有一定的空間擴散性；PGDP的符號在三種模型中都為正，說明GDP對創(chuàng)新的影響是穩(wěn)定和有效的。GDP對創(chuàng)新顯著且穩(wěn)定的影響證實了“干中學”的觀點，即知識的生產是物質產品生產的副產品，經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)，創(chuàng)新水平高。實際上增長后的產值反過來可以作為研發(fā)的投入，具有反作用。
2結語
區(qū)域創(chuàng)新由于知識傳播以及人才流動等原因，存在空間相關，傳統(tǒng)的計量分析方法可能導致錯誤的結果?？臻g計量模型的分析結果表明，人口、經(jīng)濟增長、教育發(fā)展水平是專利創(chuàng)新的顯著決定因素。
關鍵詞： 虛擬樣機技術；論文統(tǒng)計；計量分析
Key words： virtual prototyping technology；paper statistics；quantitative analysis
中圖分類號：C53 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2013）09-0312-02
0 引言
虛擬樣機技術是上世紀80年代隨著計算機技術的發(fā)展而迅速發(fā)展起來的一項計算機輔助工程技術。設計人員在計算機上建立能夠反映產品特性的樣機模型，用樣機模型代替物理樣機在各種工況下進行仿真試驗和分析，測試和評估產品的整體性能，進而不斷改進和優(yōu)化樣機模型的設計，直至獲得最優(yōu)設計方案后，再制造物理樣機[1]。虛擬樣機技術改變了傳統(tǒng)的產品研發(fā)和設計思想，極大地降低了產品研發(fā)和設計的技術風險和開發(fā)成本，縮短了研發(fā)周期，提高了產品性能，加速了新技術向產品轉化的開發(fā)、研制與使用過程。進入21世紀以來，虛擬樣機技術及其應用在發(fā)達國家已經(jīng)獲得重大進展，被廣泛地應用于各個不同領域。世界眾多著名的制造公司在生產開發(fā)過程中都廣泛采用虛擬樣機技術，設計、裝機、測試都在計算機中模擬完成，保證了產品一次試制成功[2]。虛擬樣機技術的應用，使企業(yè)能夠以最低的成本快速推出產品，迅速搶占國際市場，提高了企業(yè)的市場競爭力，為企業(yè)帶來巨大的經(jīng)濟效益和社會效益。
本文依托“維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫”這一平臺，通過對2003～2012年10年期間與虛擬樣機技術相關的期刊論文的檢索，采用論文計量學方法，對虛擬樣機技術的應用研究論文進行統(tǒng)計分析，概括和總結我國虛擬樣機技術的應用研究狀況，以期為虛擬樣機技術今后在我國更廣泛地推廣應用提供參考。
1 數(shù)據(jù)來源及分析方法
本文以維普中文科技期刊數(shù)據(jù)庫收錄的期刊論文為統(tǒng)計分析源，以2003～2012年為時間條件，以“全部期刊”為期刊范圍，以“虛擬樣機”為題名或關鍵詞進行全部專業(yè)論文的檢索，經(jīng)過整理匯總，刪除重復論文后共計2508篇。通過EXCEL將整理后的論文數(shù)據(jù)套錄成數(shù)據(jù)庫，采用論文計量學方法對論文的發(fā)表年份、涉及領域、研究機構以及第一作者等四個方面進行統(tǒng)計分析，概括和總結近10年來我國虛擬樣機技術的應用研究狀況[3]。
2 統(tǒng)計分析結果
2.1 虛擬樣機技術應用研究論文年份統(tǒng)計分析 從圖1和表1可以看出我國虛擬樣機技術應用研究論文數(shù)量的增長態(tài)勢。2003年至2009年期間，論文數(shù)量逐年增加，2004年和2005年，論文數(shù)量增加的幅度最大，之后增加幅度在逐年減小，2009年論文數(shù)量達到頂峰。這表明，2003年至2009年，我國虛擬樣機技術應用研究發(fā)展得比較快，并取得了大量的研究成果。但是，從2010年開始，論文數(shù)量較大幅度減少，特別是2012年，論文數(shù)量減少到152篇。產生這種現(xiàn)象的原因有可能是近三年對虛擬樣機技術相關的應用研究力度減小，也有可能是相關研究論文的產出以及中國學術期刊庫的收錄有一定時滯性[4]。
2.2 虛擬樣機技術應用研究涉及領域統(tǒng)計分析 筆者對研究主題涉及到我國航空航天、國防軍工、汽車與發(fā)動機、工程機械、礦產機械、農業(yè)機械、機器人與機械手、教育等領域的論文數(shù)量進行統(tǒng)計，結果顯示，我國虛擬樣機技術應用研究涉及各個領域，部分論文同時涉及多個領域，論文涉及領域分布情況見圖2。論文產出居前三位的領域是汽車、工程機械、機器人，這表明，隨著汽車、工程機械、機器人領域近十年來的迅猛發(fā)展，虛擬樣機技術應用研究在這些領域中也取得了不斐的成果。
2.3 虛擬樣機技術應用研究機構統(tǒng)計分析 在2508篇論文中，沒有署名作者單位的共有23篇。筆者將論文作者的工作單位分為本科院校、科研院所、企業(yè)和大專院校四類研究機構，統(tǒng)計結果見表2。發(fā)文數(shù)量最多的機構是本科院校，為2145篇，科研院所、企業(yè)和大專院校發(fā)文數(shù)量分別為419篇、368篇、117篇，其中科研院所、企業(yè)、大專院校與本科院校作者合著的論文數(shù)量分別為280篇、244篇、46篇，本科院校的發(fā)文數(shù)量遠遠高于其他機構。這充分顯示，本科院校是虛擬樣機技術應用研究的主要機構。
2.4 虛擬樣機技術應用研究論文作者統(tǒng)計分析 根據(jù)論文第一作者發(fā)文數(shù)量的統(tǒng)計結果可知，無作者數(shù)據(jù)的論文10篇，大部分作者1至2篇，發(fā)文數(shù)量排列前10位的作者見表3，其中，七位是本科院校的教授或講師，二位是博士研究生，只有一位是科研院所的高級工程師，由此可見，本科院校的教授和教師是虛擬樣機技術應用研究的中堅力量。
3 結論與建議
從“中國學術期刊網(wǎng)絡出版總庫”檢索及分析結果可以看出，2003～2012年10年期間，我國虛擬樣機技術應用研究發(fā)展迅速，至2009年達到頂峰，近年又逐漸回落；應用研究涉及領域極為廣泛，研究成果比較多的是汽車、工程機械、機器人領域；應用研究的主要機構是本科院校，應用研究的主要群體是本科院校的學者和教師。本文的檢索分析結果不一定能夠全面反映我國虛擬樣機技術應用研究狀況，但從一個側面反映了我國虛擬樣機技術的應用研究機構和群體比較單一。
虛擬樣機技術問世之后，得到許多發(fā)達國家制造商的高度重視，立即將這一先進制造技術引入企業(yè)的產品開發(fā)中，取得了很好的經(jīng)濟效益。我國是一個制造大國，虛擬樣機技術的應用研究，不應僅在本科院校，不應僅有本科院校的學者和教師，更應廣泛推廣到企業(yè)和科研院所，讓廣大企業(yè)和科研院所的技術人員參與研究和應用。
面對日益激烈的市場競爭，我國企業(yè)應積極主動充分利用虛擬樣機技術，減小產品的技術風險，縮短產品的研發(fā)周期，降低產品研發(fā)的成本，提高產品的性能，從而增強企業(yè)的產品開發(fā)能力，提高我國企業(yè)在世界制造業(yè)中的地位和市場競爭力。此外，虛擬樣機技術的研究專家也應加強向企業(yè)推廣虛擬樣機技術，推動這一先進制造技術在我國企業(yè)和科研院所的普及和應用。
參考文獻：
[1]郭衛(wèi)東.虛擬樣機技術與ADAMS應用實例教程[M].北京：北京航空航天大學出版社，2003.
引言
通信業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎性、先導性、支柱性產業(yè)。通信業(yè)的發(fā)展帶動相關產業(yè)群發(fā)展,體現(xiàn)了信息經(jīng)濟的發(fā)展趨勢,改變產業(yè)結構,使之更具活力;它還創(chuàng)造了大量就業(yè)機會,改變就業(yè)結構和勞動力素質。
通信業(yè)已成為社會政治、經(jīng)濟、文化和人民生活不可或缺的一部分,是當前及未來社會生產和生活的重要支撐。在經(jīng)濟增長方式轉變和經(jīng)濟結構調整的歷史性進程中,通信業(yè)的重要性只會加強,不會削弱?；仡櫢母镩_放的發(fā)展歷程,我們可以發(fā)現(xiàn),作為國民經(jīng)濟的基礎行業(yè),通信業(yè)從弱小到強大、從落后到先進、從曾是制約經(jīng)濟發(fā)展的“瓶頸”到成為國民經(jīng)濟的先導產業(yè),實現(xiàn)了質的飛躍。通信業(yè)在國民經(jīng)濟中的地位不斷提高,對經(jīng)濟發(fā)展起到了巨大的拉動作用。然而,通信業(yè)與經(jīng)濟增長的關系如何?通信業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動作用究竟有大?本文嘗試用計量經(jīng)濟模型對此進行探討。
1計量模型分析
1.1理論模型
本文嘗試用菲德模型來分析通信業(yè)對國民經(jīng)濟的貢獻。菲德模型是菲德(G.Feeler)于1983年提出的一個用于測算出口對經(jīng)濟增長作用的兩部門模型。該模型把社會經(jīng)濟活動分為出口和非出口兩個部門,由于出口部門面對的是國際市場,激烈的競爭促使它不斷提高其生產技術水平和管理水平,非出口部門正好吸收這種由于生產技術水平和管理水平提高帶來的外溢效應,從而增強其自身實力。因此,出口對于GDP增長的貢獻可能要比出口本身增長所形成的GDP增量大。菲德的兩部門模型就是用來估計出口對于非出口部門外溢作用以及出口與非出口部門之間要素生產力差別的數(shù)學模型。
通信產業(yè)作為一個部門,與經(jīng)濟中其他部門的聯(lián)系十分重要,任何希望估計通信產業(yè)對國民經(jīng)濟的影響,必須關注通信產業(yè)對非通信產業(yè)的外溢作用。鑒于通信產業(yè)對經(jīng)濟增長的直接作用和外溢作用,將借鑒菲德提出的兩部門模型來測度通信產業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻。與菲德模型的思路相似,把通信產業(yè)對經(jīng)濟增長的作用類同于出口對經(jīng)濟增長的作用,將國內部門劃分為通信產業(yè)部門和非通信產業(yè)部門。
模型建立如下:設各自的生產方程為:
P=f(Lp,Kp)(1)
N=g(Ln,Kn,P)(2)
其中P和N分別代表通信產業(yè)部門和非通信產業(yè)部門兩部門的產出量,L和K分別代表勞動力和資本兩大生產要素,下標代表部門。(2)式生產函數(shù)假設,通信產業(yè)的產出水平P將影響非通信產業(yè)部門的產出。
勞動力(L)與資本(K)總量可以表達為:
L=Lp+Ln(3)
K=Kp+Kn(4)
社會總產品(Y)就是兩部門產品之和,即:Y=P+N(5)
菲德模型將不同部門的勞動和資本邊際生產力的相互關系表達如下形式:
其中fl代表通信產業(yè)部門勞動力的邊際產出,fk代表通信產業(yè)部門資本的邊際產出,gl代表非通信產業(yè)部門勞動力的邊際產出,gk代表非通信產業(yè)部門資本的邊際產出,δ是兩個部門之間相對邊際生產力的差異,理論上可以大于、等于或小于零,正的δ意味著通信產業(yè)部門的相對邊際生產力高于非通信產業(yè)部門。
對(5)的兩邊求微分得:
dY=dN+dP=gkdKn+gldLn+gpdP+(1+δ)gkdKp+(1+δ)gldLp(7)
根據(jù)(3)、(4)、(5)、(6)、(7),可以推導出如下回歸方程:
(8)式中,α、β表示非通信產業(yè)部門資本和勞動力的邊際生產力;γ代表通信產業(yè)部門對經(jīng)濟增長的全部作用,為通信產業(yè)的外溢作用)分別是總產出、勞動力和通信產業(yè)產出的增長率;P/Y是通信業(yè)產出占總產出的比例。將國內投資視同于資本存量的增量,由于資本存量的增量在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中不存在,一般用固定資產投資來代替。于是(8)式可以改寫為:
參數(shù)γ代表通信產業(yè)外溢作用與兩部門間要素生產力差異兩種作用之和。將一個常數(shù)項和一個隨機誤差項加入到方程(9)中,同時假定隨機誤差項具有零均值、同方差的特性,則方程(9)就成為所需要的回歸方程。
通過方程(10),對的系數(shù)γ的估計,可以得到通信產業(yè)部門對于經(jīng)濟增長的全部作用;需要說明的是,該模型將整個經(jīng)濟區(qū)分為兩個部門是一種理論上的簡化。同時,非通信產業(yè)的產出不僅依賴于配置在本部門的勞動和資本要素,還取決于同一時期通信產業(yè)的產出量。因此,這里存在著一個假設:通信產業(yè)部門對經(jīng)濟中其他部門的外溢作用發(fā)生在同一時期。這個假定與現(xiàn)實可能不太相符,但使用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析,對分析結果影響不會太大。
1.2樣本的選擇
在本模型的計算過程中,Y用國內生產總值(GDP)來代替,GDP用當年價格計算。L用年末從業(yè)人數(shù)表示,從業(yè)人數(shù)合計指標反映了一定時期內全部勞動力資源的實際使用情況。I用歷年全社會固定資產投資來代替,它包括了國有經(jīng)濟、集體經(jīng)濟、個體經(jīng)濟和其他經(jīng)濟成分歷年的固定資產投資之和,是反映固定資產投資規(guī)模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。通信產業(yè)部門的產出P用每年通信業(yè)務總量代表。樣本區(qū)間為1998-2005年。樣本選取時間從98年開始,是因為1998年郵電分家,通信業(yè)對國民經(jīng)濟的帶動作用顯著。上述指標的相關數(shù)據(jù)均取自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國通信年鑒》。如表1所示:
該回歸模型采用的數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù),為了消除數(shù)據(jù)的波動性,我們對數(shù)據(jù)進行了平均平滑處理。處理數(shù)據(jù)結果如下表2所示:
1.3模型回歸結果
利用EVIEW統(tǒng)計軟件對方程(10)做LS回歸,結果如表3所示:
從方程(10)的回歸結果看,所有的回歸系數(shù)估計值α、β和γ都通過了統(tǒng)計的顯著性檢驗,R2達0·671254表明了方程的擬合效果好。從方程(10)的估計結果,得到最關心的系數(shù)γ的估計值為1·764966,γ就是通信業(yè)對國民經(jīng)濟的全部作用。γ=1·764966的含義是:假設其他條件不變,通信部門每多生產出一單位的產出,國民經(jīng)濟將增加1·764966單位的產出。
2結束語
通過以上的計量分析,得出的結果是:通信業(yè)對國民經(jīng)濟的全部作用參數(shù)的估計值γ為1·764966,也就是說,假定其他條件不變,通信業(yè)每多生產一單位的產出,整個國民經(jīng)濟GDP將增加1·764966單位的產出。這就說明了通信業(yè)對國民經(jīng)濟增長帶來的巨大作用。
通信業(yè)對國民經(jīng)濟貢獻不僅包括對GDP的直接貢獻,其更大的貢獻在于對國民經(jīng)濟發(fā)展和人民生活水平提高所產生的滲透作用與倍增作用,尤其是對其他產業(yè)的推動和帶動作用。隨著我國經(jīng)濟結構調整、增長方式改變、資源節(jié)約利用等改革需求越來越迫切,通信業(yè)作為國民經(jīng)濟的先導性、基礎性和支柱性產業(yè),必須為有效推進國民經(jīng)濟轉型做出更新更大的貢獻。這不僅要求通信業(yè)加快自身發(fā)展,更要求通過它改變人們的經(jīng)濟行為,改造提升其他產業(yè),提高社會的整體經(jīng)濟效率。通信業(yè)的發(fā)展帶動相關產業(yè)群發(fā)展,體現(xiàn)了信息經(jīng)濟的發(fā)展趨勢,改變產業(yè)結構,使之更具活力;它還創(chuàng)造了大量就業(yè)機會,改變就業(yè)結構和勞動力素質。通信業(yè)已成為社會政治、經(jīng)濟、文化和人民生活不可或缺的一部分,是當前及未來社會生產和生活的重要支撐?；谏鲜龅挠嬃糠治鼋Y果,筆者認為應該加快通信業(yè)的發(fā)展,在生產要素的投入上要向通信業(yè)傾斜,以發(fā)揮通信業(yè)的高效率,進而帶動整個國民經(jīng)濟的發(fā)展。
馬克思在《資本論》的地租理論中也論及到粗放經(jīng)營和集約經(jīng)營的內容，他指出“可以耕作的土地面積很大……對耕作者來說不用花費什么，或者同古老國家相比，只花極少費用?！边@種“只需投資很少的資本，主要的生產要素是勞動和土地”的經(jīng)營方式“就是粗放經(jīng)營?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第756頁。）“在經(jīng)濟學上，所謂耕作集約化，無非是指資本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗連的土地上?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第760頁。）在研究級差地租時，馬克思認為，粗放經(jīng)營和級差地租第一形式直接聯(lián)系，而集約經(jīng)營則與級差地租第二形式緊密相關。級差地租的第一形式是由“兩個和資本無關的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置?！奔壊畹刈獾诙问絼t是“對同一土地連續(xù)追加投資造成的不同生產率引起的?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第766頁。）
首次使用“粗放增長”和“集約增長”術語的是前蘇聯(lián)經(jīng)濟學家。蘇聯(lián)在1928年開始第一個五年計劃之后，其經(jīng)濟增長速度直到50年代末期一直保持高于世界經(jīng)濟增長水平的記錄，此后，經(jīng)濟增長率開始下降，表現(xiàn)出惡化趨勢，令人不解的是，其經(jīng)濟增長的惡化是在它保持了非常高的物質資本和人力資本投資率的情況下發(fā)生的。這就不得不使蘇聯(lián)的經(jīng)濟學家對其經(jīng)濟“增長方式”展開了研究。當時，他們根據(jù)馬克思在《資本論》中的上述提示，把增長方式分為兩種基本類型，一種是依靠投入實現(xiàn)產出量增長的“粗放增長”，另一種是依靠提高效率實現(xiàn)產出量增長的“集約增長”。并且指出，蘇聯(lián)過去的高速度增長是粗放型經(jīng)濟增長方式，是傾全力動員資源和增加要素投入的結果，然而由于資源的有限性，隨著可動員的資源的日益減少，在忽視提高要素生產率的情況下，必然導致經(jīng)濟增長水平的下滑（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。）。
“粗放增長”和“集約增長”概念于60年代從蘇聯(lián)傳入我國（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。）。在此之前，我國經(jīng)濟學界盡管沒有使用經(jīng)濟增長方式的概念，但對經(jīng)濟增長過程中出現(xiàn)的種種低效率，高浪費現(xiàn)象進行過大量的分析。此后，特別在1979—1980年我國對經(jīng)濟增長方式問題展開了全面深入的討論（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。），廣泛使用經(jīng)濟增長方式這一概念是在黨的十四屆五中全會之后。
二、經(jīng)濟增長方式粗放度的定義
從經(jīng)濟增長方式概念形成的淵源看，經(jīng)濟增長方式是經(jīng)濟增長過程中對生產要素的分配和使用方式。雖然國外學者不常使用經(jīng)濟增長方式這一概念，但對推動經(jīng)濟增長的因素或原因的分析，實質上也是對經(jīng)濟增長方式的研究。關于這一點，匈牙利經(jīng)濟學家科爾內曾作過比較，就我國學者們而言，盡管對粗放和集約型增長方式概念的解釋不盡相同，但經(jīng)濟增長方式的含義是明確的。因此，經(jīng)濟增長方式就是指一國總體實現(xiàn)經(jīng)濟的長期增長所依靠的因素構成，其中增長因素包括土地、勞動、資本、技術進步、經(jīng)營管理、資源配置、規(guī)模經(jīng)濟等。通常把土地、勞動、資本的投入稱為要素投入，其余因素的總和稱為綜合要素生產率。進一步地，根據(jù)要素投入與綜合要素生產率在經(jīng)濟增長過程中的作用大小，把增長方式劃分為粗放型經(jīng)濟增長和集約型經(jīng)濟增長，主要由要素投入增加所引起的經(jīng)濟增長稱為粗放型經(jīng)濟增長，主要由綜合要素生產率提高所引起的經(jīng)濟增長稱為集約型經(jīng)濟增長。為了能定量反映經(jīng)濟增長的粗放程度或集約程度，筆者引入粗放度概念。所謂粗放度是指要素投入增長率的貢獻率與經(jīng)濟增長率的比值（注：對于一國總體來說，土地是固定的。因此，在考慮要素投入的增長率時，舍象掉了土地要素的影響。），用公式表示為：
δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''
式中的α表示勞動的貢獻份額；
（1－α）表示資本的貢獻份額；
L''''表示勞動投入增長率；
K''''表示資本投入增長率；
Y''''表示經(jīng)濟增長率。
當δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0時，增長方式為粗放型；
當0≤δ＜0.5時，增長方式為集約型。
對于粗放型增長方式又可按不同的粗放程度劃分為四種類型：
第一類型：當0.5≤δ＜0.7時，為低度粗放型；
第二類型，當0.7≤δ＜0.8時，為中度粗放型；
第三類型，當0.8≤δ＜1時，為高度粗放型；
第四類型，當δ≥1或δ＜0且Y''''＜0時，為超高度粗放型。
三點說明：
1.經(jīng)濟增長方式、經(jīng)濟增長、經(jīng)濟發(fā)展的關系。
經(jīng)濟增長是指一國或一個地區(qū)在一定時期內人均實際產出量的增加和實際生產能力的增加。經(jīng)濟增長特指更多的產出，而經(jīng)濟發(fā)展不僅指更多的產出，還包括隨著產出的增長而出現(xiàn)的經(jīng)濟、社會和政治結構的變化，經(jīng)濟增長是一個數(shù)量概念，而經(jīng)濟發(fā)展是一個既包含數(shù)量又包含質量的概念，所以經(jīng)濟發(fā)展包含經(jīng)濟增長。從經(jīng)濟增長方式的定義可知，經(jīng)濟增長方式是獲得經(jīng)濟增長的手段、途徑和方式。
2.經(jīng)濟效率與經(jīng)濟效益的關系。
經(jīng)濟效率是指資源的優(yōu)化配置。具體講包含二層含義：其一是指全社會以優(yōu)化的資源配置獲得較好的經(jīng)濟增長；其二是指生產單位如何把得到的資源在時間和空間上有效地組合起來，以最少的資源耗費創(chuàng)造最多的產出。經(jīng)濟效益的高低可以用綜合要素生產率來度量。所謂經(jīng)濟效益，則是指在社會經(jīng)濟活動中由經(jīng)濟效率所引起的相應的收益或收入。那種不是由于提高效率而增加的收入，就不能叫作效益，而只能叫作收益或收入。因此，經(jīng)濟效率是經(jīng)濟效益的實質，經(jīng)濟效率高意味著經(jīng)濟效益好；反之，經(jīng)濟效率低則意味著經(jīng)濟效益差。
3.轉變經(jīng)濟增長方式必須明確三個層次的問題：第一，經(jīng)濟增長方式的內涵；第二，經(jīng)濟增長方式轉變的標志；第三，經(jīng)濟增長方式轉變的程度。關于第一個問題，學術界的認識比較多，而第二、三個問題則涉獵的比較少。本文旨在通過對粗放度指標的劃分，擬解決第二、三個問題。
δ＝0.5作為劃分粗放和集約經(jīng)濟增長方式的標志。當δ＜0.5時，經(jīng)濟增長為集約型，當δ≥0.5時，經(jīng)濟增長為粗放型，這與我國經(jīng)濟理論界對粗放與集約型經(jīng)濟增長的解釋是一致的。把粗放型經(jīng)濟增長方式又細分為低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是為了便于研究經(jīng)濟增長方式轉變的程度。
三、對我國經(jīng)濟增長方式粗放度的分析模型
1.模型。
本文測算各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率所采用的模型為：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，這是由道格拉斯生產函數(shù)求導后得出的，其中Y''''代表經(jīng)濟增長率，A''''代表綜合要素生產率增長率，K''''代表資本要素投入增長率，α為勞動產出彈性系數(shù)，αL''''為勞動要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻率，（1－α）K''''為資本要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻率。因此，粗放度的公式為：
δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''
2.研究對象。
本文研究1953至1993年四十一年的經(jīng)濟增長方式，按三種不同的時期來測算各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率及粗放度：一是按一年期，二是按五年計劃期，三是按改革時期。需要說明的是，改革時期從1979年算起，由于資料所限，我們僅考察到“八五”前期（1991—1993）為止。
3.對統(tǒng)計指標的說明。
（1）經(jīng)濟增長率指標Y''''。我們均采用國民收入增長率指標。
（2）勞動要素投入L。以歷年全社會勞動者人數(shù)計算各時期勞動投入量增長率，而舍象掉象勞動質量、勞動強度的大小和勞動時間的變化情況。
（3）資本要素投入K。道格拉斯生產函數(shù)中的K值應為直接和間接構成生產能力的資本總存量，它包括直接生產和提供各種物質產品及勞務的各種固定資產和流動資產，也包括為生產過程服務的各種服務及福利設施的資產。關于K值，有的同志已估算出有關數(shù)據(jù)（注：參見張軍擴：《“七五”期間經(jīng)濟效益的綜合分析》，《經(jīng)濟研究》1991年第4期。），其具體作法是：先估算基期年1952年的資本總量；再估算各年的凈投資額（以積累額代替）并扣除價格指數(shù)；然后根據(jù)投資轉化為資本的時滯系數(shù)計算各年的新增資本數(shù)量；最后，用上年的資本總量加上當年新增資本，得出各年的資本總量。
（4）資本與勞動的產出彈性。所謂生產要素的產出彈性是指要素投入每增長1％所帶來的產出增長的百分比。西方經(jīng)濟學家們認為直接估算產出彈性幾乎是不可能的。他們在進行增長因素分析時，通常要作完全競爭和規(guī)模報酬不變的假定，以勞動與資本的收入份額來代表它們的產出彈性。然而既使要計算勞動與資本的收入份額也不是一件容易的事，它涉及到多方面的內容和某些比例的分割。在我國情況就更為復雜，首先，我國實行的并非市場經(jīng)濟，不存在完全競爭的市場條件；其次，由于缺乏必要的統(tǒng)計資料，要全面計算勞動和資本的收入份額幾乎是不可能的。但根據(jù)我國的實際情況，長期以來經(jīng)濟中存在著大量潛在勞動力的過?，F(xiàn)象，與資本要素投入增長的貢獻相比，勞動投入增長的貢獻十分有限。所以，我國經(jīng)濟界通常把勞動的產出彈性取為0.2或0.3相應地資本的產出彈性取為0.8或0.7（注：史清琪等：《技術進步與經(jīng)濟增長》，科學技術文獻出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。
表1
時期國民收入勞動投入的貢獻率aL''''資本投入的貢獻率(1-a)K''''
增長率Y''''L''''aL''''K''''(1-a)K''''
一五0.845.04
(538.92.87.2
-57)(9.4%)(56.6%)
二五0.517.07
(583.11.710.1
-62)
恢復
時期1.023.57
(63-14.73.45.1
65)(6.9%)(24.3%)
三五1.14.13
(668.33.75.9
-70)(13.4%)(49.8%)
四五0.635.53
(715.52.17.9
-75)(11.5%)(100.5%)
五五0.635.32
(766.12.17.6
-80)(10.3%)(87.2%)
六五0.994.97
(8110.03.37.1
-85)(9.9%)(49.7%)
七五0.786.23
(867.62.48.9
-90)(10.3%)(82.4%)
(910.611.34
-93)12.72.016.2
(4.7%)(89.3%)
改革
前時0.785.18
期(536.02.67.4
-78)(13.7%)(90.9%)
改革
時期0.816.65
(799.32.79.5
-93)(8.7%)(71.5%)
(530.785.74
-93)7.12.68.2
41年(11%)(80.8%)
時期要素投入的貢獻率綜合要素生產粗放資本的產出系數(shù)
aL''''+(1-a)K''''率的增長率A''''度Y''''/K''''
一五5.883.02
(530.661.24
-57)(66%)(34%)
二五7.58-10.68
(582.45-0.31
-62)
恢復
時期4.5910.11
(63-0.312.88
65)(31.2%)(68.8%)
三五5.243.06
(660.631.41
-70)(63.2%)(36.8%)
五四6.16-0.66
(711.120.70
-75)(112%)(-12%)
五五5.950.15
(760.980.80
-80)(97.5%)(2.5%)
六五5.964.04
(810.601.41
-85)(59.6%)(40.4%)
七五7.010.59
(860.930.88
-90)(92.7%)(7.3%)
(9111.940.76
-93)0.940.78
(94%)(6.0%)
改革
前時5.96-0.26
期(531.050.81
)-78(104.6%)(-4.6%)
改革
時期7.461.84
(79)0.800.98
-93)(80.2)(19.8%)
(536.520.58
-93)0.920.87
41年(91.8%)(8.2%)
注：不帶括號的數(shù)字為各要素對經(jīng)濟增長所貢獻的百分點，括號內的數(shù)字為貢獻的百分點占經(jīng)濟增長率的百分比率。
3.對我國增長方式粗放度的分析。
我們分別計算了1953年—1993年41年的粗放度并根據(jù)粗放度的五種類型作了統(tǒng)計整理，整理結果如下：
表2（單位：年）
粗放度類型超高度粗放型高度粗放型中度精放型低度粗放型集約型
時間
41年1386212
改革前26年943010
改革以來15年44322
從表2中可知：在41年里，有13個年份屬超高度粗放型，8個年份屬于高度粗放型，6個年份屬于中度粗放型，2個年份屬于低度粗放型，12個年份屬集約型。粗放型增長的年份占整個年份數(shù)的70.7％，集約型年份占29.3％，表明我國從總體上看屬于粗放型增長方式。由于超高度粗放型占整個年份數(shù)的31.7％，集約型占29.3％，高度、中度、低度分別只占整個年份數(shù)的19.5％、14.6％、4.9％，也說明粗放度的波動幅度比較大，集約型增長的穩(wěn)定性較差。如果把改革時期與改革前作一比較，則超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低為改革以來的25％；高度粗放型由16％上升為25％；中度粗放型由12％上升為18.8％；低度粗放型由O上升為12.5％；集約型年份由38.5％下降為13％。盡管改革以來粗放型增長的年份由改革前的64％上升為81.3％，集約型增長的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以來的粗放度的波動幅度明顯減弱穩(wěn)定性增強。
由表1所示，1953—1993年間的平均粗放度為0.92，屬于高度粗放型，此間國民收入的增長率達到7.1％，其中要素投入的貢獻率就占了91.8％，表明41年來的增長主要是要素投入的結果。改革前的平均粗放度為1.05，屬超高度粗放型；改革以來的平均粗放度為0.80，屬高度粗放型。國民收入的增長率由改革前的6.0％上升到改革以來的9.3％；要素投入的貢獻率由104.6％下降為80.2％；綜合要素生產率的貢獻率由－4.6％提高到19.8％。說明改革以來的平均粗放度減弱，要素投入的貢獻率降低，綜合要素生產率的貢獻率提高，改革為經(jīng)濟注入了活力，促進了經(jīng)濟效率的提高。
按計劃期計算的粗放度有四種類型，分別是集約型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型?；謴蜁r期的1963—1965年的δ值在區(qū)間［0，0.5）之間，屬集約型，綜合要素生產率的貢獻率高達68.8％，要素投入的貢獻只有31.2％，經(jīng)濟效率高，效益比較好?！耙晃濉⑷?、六五”時期的δ值在區(qū)間［0.5，0.7），屬于低度粗放型，綜合要素生產率的貢獻率分別達到34％，36.8％，40.4％，要素投入的貢獻率分別為66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增長所帶動的增長成份比較低，由綜合要素生產率提高所帶動的增長成份比較高，因此，這三個時期的經(jīng)濟效率比較高，經(jīng)濟效益也比較好?！拔逦濉薄ⅰ捌呶濉?、“1991—1993”時期的δ值在區(qū)間［0.8，1）內，屬于高度粗放型，綜合要素生產率的貢獻率分別只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的貢獻率卻分別高達97.5％、92.7％、94％，表明經(jīng)濟增長主要是要素投入的貢獻，經(jīng)濟效率比較低，經(jīng)濟效益比較差。“四五”時期的δ值大于1，“二五”時期的δ值小于零且國民收入為負增長，均屬于超高度粗放型，經(jīng)濟效率很低，經(jīng)濟效益最差。
綜上所述，盡管我國在某些年份或某些時期表現(xiàn)出集約型增長方式，但從總體上看，我國屬于粗放型增長，要素的投入是經(jīng)濟增長的主要推動力，綜合要素生產率的貢獻率較小，經(jīng)濟效率低，經(jīng)濟效益差。
四、對我國經(jīng)濟增長方式分析的結論
1.粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式的擴大再生產。
通常把新建擴建項目視為外延擴大再生產，更新改造項目視為內含擴大再生產，因而我們用基本建設投資指標以及更新改造投資指標來反映外延和內涵的擴大再生產情況。表3是根據(jù)1953—1993年國有固定資產投資構成計算出的基本建設和更新改造投資占全部固定資產投資的比重。從基本建設投資在固定資產投資中所占比重看，外延式擴大再生產的趨勢是不斷縮小，內涵擴大再生產的比例不斷增大。但從整個年份看，
表3
時期一五二五"1963-1965"三五四五五五六五
基本建設投96.292.384.580.777.573.564
資所占比重%
更改投資%3.87.715.519.322.526.528.1
時期七五"1991-1993"改革前改革以來
基本建設投58.858.881.360.2
資所占比重%
更改投資%31.828.318.729.3
國有單位的固定資產投資中絕大部分用在了基本建設投資上，用在更新改造上的投資，其最高值也未超過32％。而美國在固定資產投資中，更新改造投資所占比重1947—1950年為55％，1971—1978年提高到77％，其中機器設備投資中更新投資分別占51％和81％（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第115頁。）。實際上，我國還存在著以更新改造投資為名而進行的基本建設投資，如1981年以更新改造投資為名完成的二百多億元投資中，新建項目占10.2％，擴建項目占38.5％，真正用于設備更新和技術改造的只占一半左右（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。），有的省市更新改造投資中用于新建擴建的竟達70％以上（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。）。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式擴大再生產。
2.粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產出、低效率。
表1可見，我國國民收入的增長率主要歸因于要素投入的貢獻率，在要素投入中又主要是資本要素起著重要作用，因此，我們用資本要素的產出系數(shù)即Y''''／K''''的比值來衡量投入與產出的效果。當資本投入的增長率K''''大于國民收入的增長率Y''''，即資本的產出系數(shù)Y''''／K''''＜1時，經(jīng)濟增長就表現(xiàn)出高度或超高度的粗放型特征，如：
“二五”時期，Y''''／K''''＝－0.31＜1，則δ＝－2.45，超高度粗放型；
“四五”時期，Y''''／K''''＝0.7＜1，則δ＝1.12，超高度粗放型；
“五五”時期，Y''''／K''''＝0.8＜1，則δ＝0.98，高度粗放型；
“七五”時期，Y''''／K''''＝0.88＜1，則δ＝0.93，高度粗放型；
“1991—1993”Y''''／K''''＝0.78＜1，則δ＝0.94，高度粗放型；
“改革前”時期，Y''''／K''''＝0.81＜1，則δ＝1.05，超高度粗放型；
“改革”時期，Y''''／K''''＝0.98＜1，則δ＝0.80，高度粗放型；
整個時期，Y''''／K''''＝0.87＜1，則δ＝0.92，高度粗放型。
為了進一步地考察資本的投入產出效果，我們分別計算了41年的資本產出系數(shù)，并根據(jù)不同粗放度類型作了統(tǒng)計整理，如下表：
表4
粗放度類型集約型低度粗放型中度粗放型高度粗放型
資本產出系[1.64,3.48][1,24,1.47][0.97,1.15][0.70.0.92]
數(shù)所在區(qū)間
粗放度類型超高度粗放型
資本產出系[-3,0.69]
數(shù)所在區(qū)間
表中反映出不同粗放度類型對應的資本產出系數(shù)值。顯然，粗放程度越高，其對應的資本產出系數(shù)值越小，也就是說越粗放，資本的投入產出效果越差，效率越低。具體到我國能源與物質的消耗情況，如果僅就我國自身縱向進行對比，每萬元國民收入消耗的能源以及每億元基本建設投資平均消耗的鋼材、木材、水泥量呈不斷下降趨勢，改革開放以來，每億元國民生產總值主要生產資料平均消費量也呈下降態(tài)勢。但與世界其它國家相比，我國在能耗與物耗上的差距是很大的。根據(jù)世界銀行《1995年世界發(fā)展報告》資料：1993年，能耗產出率最高的是貝寧，每千克石油當量GDP產值為20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我國為0.6美元，在全世界121個有資料可比的國家（地區(qū)）中居第113位。從不同收入國家看，低收入國家平均每千克石油當量GDP產值為0.9美元，中等收入國家為1.0美元，高收入國家為4.4美元，全世界平均為3.1美元?？梢娢覈茉串a出率不僅遠遠低于世界平均水平，而且低于低收入國家的平均水平。另據(jù)有關方面作出的比較分析，我國鋼材、木材、水泥的消耗強度分別為發(fā)達國家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產出、低效率。
3.粗放型增長方式表現(xiàn)為經(jīng)濟的快速增長以及強烈波動。
關于經(jīng)濟高速增長的數(shù)量界定，有人把高速度與低速度的臨界值定為4％（注：劉彪、王東京：《經(jīng)濟發(fā)展階段論》，《經(jīng)濟研究》1990年第10期。），也有人把它定為6％，還有人認為3％以下為停滯，3—6％為低速增長，6—9％為中速增長，9—12％為高速增長，12％以上為超高速增長（注：趙磊：《對當前經(jīng)濟高速增長的若干看法》，《經(jīng)濟研究》1993年第1期。）。我國在1953—1993年間，國民收入的平均增長率為7.1％，改革前為6.0％，改革以來達到了9.3％。如果按4％或6％的劃分標準，我國經(jīng)濟已屬高速發(fā)展之列，即使按最后一種劃分標準，我國經(jīng)濟增長速度也可進入中高速之列。再看實物增長情況，1993年比1952年，人均糧食增長1.34倍，人均煤炭增長8.17倍，人均鋼增長32.07倍，人均發(fā)電量增長55.52倍，人均石油增長160.06倍（注：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》1996年第41頁有關數(shù)據(jù)計算而來。）。
我國在1980—1993年的人均國民收入增長率是低收入國家平均增長率的2.9倍，中等和高收入國家的4倍，即使與發(fā)展速度比較快的韓國相比也高出0.2％，可見我國的粗放型增長是以其高速度為特征的。
如果考察不同粗放程度與國民收入增長率的關系方面，從我們分別計算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增長的年份中，國民收入的增長率在絕大部分年份都低于高度粗放型。同樣地，高度粗放型低于中度粗放型，中度粗放型低于低度粗放型，低度粗放型又低于集約型。如下表：
表5
粗放度類型越高度粗放型高度粗放型中度粗放型低度粗型集約型
國民收入增-1.85%7.9%9.7%10.65%16.1%
長率的平均值
國民收入增長率與粗放度之間存在著反向變動的關系，即粗放程度越高國民收入增長率就越低；反之，粗放程度越低則國民收入增長率就越高。由此我們可以得出：在我國長期快速增長時期集約型所表現(xiàn)出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。
如果更進一步地考察粗放度的波動與經(jīng)濟周期的波動情況，則不難看出：經(jīng)濟增長率周期的波峰恰好位于集約型年份或粗放度較弱的年份，而周期的波谷位置恰好處于超高度粗放型年份。改革前，我國粗放程度是兩頭多中間少，即超高與集約型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，這種粗放程度的巨大落差的反復出現(xiàn)必然使經(jīng)濟增長大起大落。改革前國民收入增長率的波動幅度為53％，五個周期的振幅平均為23.4％（注：關于經(jīng)濟周期的劃分參見劉樹成：《論中國經(jīng)濟周期波動的新階段》，《經(jīng)濟研究》1996年第11期。）；改革以來，粗放度的穩(wěn)定性增強，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高與集約型年份明顯減少，相應地，改革開放以來四個周期的平均振幅為9.9％，國民收入增長率的波動幅度也降為12.1％。因此，粗放度的穩(wěn)定性是影響經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的重要因素之一。
由于人力資源有一種不同于一般資本的特殊性，在日常的活動中，很多情況下要依靠這種資源的主觀能動性來發(fā)揮應有的作用。不容忽視的是人力資源所處的市場經(jīng)濟環(huán)境的諸多影響和客觀條件的要求等，即人力資源要維持自身和家庭的正常生存，他們首先會考慮“經(jīng)濟要素”，這也是馬斯洛需求層次理論的最底層需求。按《人》中的當期價值理論來說，“從時間涵義來說，當期價值就是指當年價值?！薄度恕愤€就為什么選擇當年價值進行了論述“（1）人力資源價值具有不確定性，不能歷年累加，如果歷年累加既無據(jù)可查，且計算更趨復雜化?！薄埃?）時間上定為當年，與現(xiàn)行會計、統(tǒng)計核算制度的年度規(guī)定相一致，便于采集數(shù)據(jù)，便于操作?！币舱腔谏鲜鲞壿嫞度恕氛J為“當期價值是指人力資源當期投入價值和當期創(chuàng)造的新增價值之和，以此作為人力資源的總價值”。
有一點需要說明的是，對組織的人力資源進行計量和核算不是為計量而計量，而是需要這個計量結果有助于組織正常的人力資源管理工作順利進行，有助于組織的順利健康發(fā)展，不能僅從當前計量手續(xù)與過程的復雜程度上來考慮。而且，采用這個當期價值理論邏輯對組織人力資源進行計量，很容易誘發(fā)“短期行為”，也就是經(jīng)濟學上所講的“道德風險”。當被測主體意識到自己已經(jīng)進入當期價值理論核算的體系中，逆霍桑效應就會發(fā)生。因為計量者只關注當期員工創(chuàng)造的價值，所以員工就會急功近利地處理日常工作事宜。由逆霍桑效應導致的“短期行為”就會發(fā)生。這樣一來，原本希望通過計量和核算有助于組織的健康發(fā)展的措施卻引致了人們的“近視效應”。如何有效規(guī)避這種計量誘發(fā)的“短期行為”是一個很值得深思的問題。
2.如果采用這種計量方法，如何有效解決“人才”的兩難困境
《人》文中的當期價值理論是從兩個方面來對人力資源進行計量的，即“當期投入價值和當期創(chuàng)造的新增價值之和”。并且“從空間涵義來說，當期價值反映的是一個單位人力資源所實現(xiàn)的經(jīng)濟價值，這與現(xiàn)行核算的單位主體是一致的。所以我們計算的人力資源價值要受單位經(jīng)濟價值和效益的制約，單位創(chuàng)造的經(jīng)濟價值高、效益好，人力資源價值就應大些，單位創(chuàng)造的經(jīng)濟價值低、效率低，人力資源價值就會小一些，這里不論群體價值、個體價值都是如此?！闭\如《人》所言一樣，人力資源價值的大小要受到“單位經(jīng)濟價值和效益的制約”，那我們在利用當期價值理論進行計量時候如何規(guī)避這個問題呢？該理論并沒有就此做出必要的說明。組織中的人力資源不是單獨存在的，而是與許多非人力資源共同存在的。而且，人在組織中發(fā)揮作用是要受到很多環(huán)境因素的影響和制約的，比如其他配套物資資源的到位情況以及制度安排等。同時，由于很多項目不可能在一個“當期”就能實現(xiàn)其對組織創(chuàng)造價值的貢獻，很多時候甚至僅僅開展的是一些重大項目的準備階段工作，那么，按“當期價值理論”，該如何對這些人力資源主體進行計量和考評呢？難道他們在“當期”除了成本投入外，沒有創(chuàng)造其他任何可以鑒定自身的價值？如果按這種邏輯，或許組織中的很多真正對組織發(fā)展有用的“人才”將根據(jù)“適者生存”原則，最終選擇“孔雀東南飛”。因此，這樣的計量對組織的負面影響將是深遠的和難以想象的。
3.如果采用這種計量方法并認同“Q=LαKβ”，如何界定“當期”的時間范圍
正如《人》中所言，“如何從企業(yè)創(chuàng)造的新增價值中把人力資源創(chuàng)造的部分分離出來，這是國內外長期未能解決的問題?！薄度恕吠ㄟ^構造Q=LαKβ（其中Q為效益或產出，L為人力資源的投入，K為物力資源的投入，α、β均為參數(shù)）投入－產出函數(shù)，“通過科學的方法與模型解決了這一問題?！标P于這一點，愚者又有些疑問。首先，關于Q=LαKβ的構造。這個投入－產出函數(shù)與經(jīng)濟學上經(jīng)典的道格拉斯－柯布生產函數(shù)很類似，后來這個經(jīng)典的生產函數(shù)被宏觀經(jīng)濟學家通過各種修正與變換用于對經(jīng)濟增長的分析。應該說這個模型用于對經(jīng)濟增長方面的分析，更多地是考慮到諸如科技、制度、人的心理預期等多方面的環(huán)境分析后逐步才得到認可。這也從一個側面說明單純僅從人力資源L的投入和物力資源K的投入是不能很好地對由于這兩種資源所創(chuàng)造的價值Q進行準確計量的。比如工作環(huán)境、社會制度、心理狀況等都是對L乃至K有很大影響的因素。同時，即使認為這種計量方法不存在理論上的誤區(qū)，那么，還有一個很關鍵的問題就是如何界定“當期”的時間范圍問題。因為按當期價值理論邏輯，對組織中的人力資源進行計量和核算時考慮的都是“當期投入價值和當期創(chuàng)造的新增價值”，如果一項投入在“當期”沒有創(chuàng)造出可以依據(jù)會計制度核算的產出，或者這項投入可能跨越多個“當期”甚至最終成為“呆帳和死帳”的時候，那么又將怎樣對其進行計量呢？這個“當期”難道僅是為了“便捷”而與會計核算制度相一致的嗎？因此，如何合理、有效地界定這個“當期”又是一個很重要的問題。
4.采用這種方法，如何規(guī)避組織用于人力資源投入方面的風險
按當期價值理論邏輯，在一個“當期”投入的成本，不論最終能否收回人力資源開發(fā)方面的投入，這些投入最終都將作為“當期”人力資源價值來源的一個重要方面。但是，在現(xiàn)代社會中，存在很多這方面投入沒有相應回報的事例，比如在“當期”內人力資源主體突然由于各種原因消失、流失等情況。那么這種情況下，這種投入就不能再視作一項人力資源價值了，而是變成了組織的“呆帳或死帳”。因此如何規(guī)避這種投入風險，這種理論也沒有給出相應的解決思路。
小結
愚以為，在人力資源額本身的計量上，正如T.W.舒爾茨所言，“無論在理論上，還是在實際處理上，如何區(qū)分既具有消費功能又具有人力投資功能的支出都是困難重重的?！倍壹词共蝗ニ伎歼@些人力資源計量方法本身是否科學可行，這些觀點首先即忽視了一個基本的理論前提：即人力資源和物質資本是兩種性質根本不同的生產要素，即資本非同質。人力資源的使用過程是一個動態(tài)和主觀能動性發(fā)揮的過程。以一個靜態(tài)的標準去衡量一個動態(tài)的勞動過程和分配過程，是很不恰當?shù)?。因此，人力資源不能像非人力資源那樣可以在靜態(tài)下以貨幣加以確定。
的確，目前對人力資源進行有效計量是一個世界范圍的難題。同時，對人力資源進行計量和核算又有著其特殊重要的意義：一方面對組織認識自我的情況會有很大幫助，比如有利于對員工進行有效的薪酬設計和激勵等；另外，對人力資源管理也有其特殊的含義，因為不論是從未來組織的發(fā)展還是從組織對現(xiàn)狀的自我核查來說，對人力資源進行準確有效的計量都是很重要的。T.W.舒爾茨建議“就估算人力投資來說，原則上有一種可供選擇的方法，就是用它的產量而不是用它的成本來進行計算?！被蛟S到目前只有像T.W.舒爾茨所建議那樣進行創(chuàng)新才能找到一種比較完美的計量方法。Rosen等人以T.W.舒爾茨的思路，在提出激勵合約選擇的兩大約束，即參與約束和激勵相容約束理論的基礎上，建立了人力資源定價的“以產定酬”模式。但其始終沒能把產品的價格風險因素納入到分析的范疇，而簡單地把產品價格設置為1，即用產品產量表示產品的價值，把產量作為激勵的依據(jù)。但“以產定酬”為我們提供了把產品價格風險也加入分析范疇的思路，即建立“以利潤定酬”模式。在考慮到這一模式進行分析的復雜性以及可能會引致的短期行為后，可以再次將問題轉化，即將某一時點的利潤指標轉化為某一時期的公司股票市值，并借助BLACK-SCHOLES的期權定價模型，即把企業(yè)某一時期的全部股票看作是一種股票期權，從而最終把人力資源的定價轉化為企業(yè)的股票期權定價問題。當然這種依靠期權定價的模式也有其不足。因此，如何準確、有效地最大程度上規(guī)避由于對人力資源計量所誘發(fā)的不利影響，仍然是一個難題。
1引言
國債作為一個重要的政策工具，已成為各國政府不可缺少的宏觀調控工具。我國1981年恢復發(fā)行國債。國債規(guī)模日趨龐大，尤其是20世紀90年代末，為阻止金融危機的沖擊和對抗國內的通貨緊縮趨勢，我國連續(xù)6年實施以擴大國債投資為核心的積極財政政策。國債發(fā)行量大增，對刺激內需和拉動經(jīng)濟增長功勞巨大。但是國債發(fā)行有一個適度問題，它最終需要清償。國債發(fā)行規(guī)模研究，既有規(guī)范分析又有實證探討。
2模型變量的選擇:影響國債規(guī)模的一般因素分析
國債規(guī)模的影響因素很多，有宏觀也有微觀。本文只考慮宏觀的因素。選取的數(shù)據(jù)變量包括當年的國債發(fā)行額（Y），國內生產總值GDP（X1）、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（X2）、國家財政收支差額（X3）、到期國債還本付息額（X4）、國債累計余額（X5）、信貸規(guī)模（X6）。選取以上系統(tǒng)變量的原因是基于傳統(tǒng)研究對國債發(fā)行規(guī)模所受影響因素的考慮。
第一，GDP（X1）對國債規(guī)模的影響。一國的國債發(fā)行規(guī)模明顯地受制于該國的經(jīng)濟發(fā)展水平，一國的經(jīng)濟規(guī)模越大、發(fā)展水平越高，則國債發(fā)行的規(guī)模和潛力就越大。
第二，居民儲蓄存款余額（X2）對國債規(guī)模的影響。居民的可支配收入用于兩個項目即儲蓄與消費。國債余額與居民的儲蓄存款之比即居民應債率，這一指標反映的是居民的應債能力，應債率越高，則國債發(fā)行的可能規(guī)模越大。
第三，國家財政收支差額（X3）對國債規(guī)模的影響。國債發(fā)行的一個主要原因就是彌補財政赤字，所以分析國債的發(fā)行規(guī)模，就必須考慮我國的財政收入和財政支出情況。當國家財政收支差額較小時，用國債來彌補財政赤字的壓力就越小，因此本文選取國家財政收支差額來綜合衡量國家財政收支狀況對國債規(guī)模的影響。
第四，到期國債還本付息額（X4）對國債規(guī)模的影響。國債還有償還到期債務本息的運用，隨著我國國債的發(fā)行規(guī)模逐年遞增，每年需要償還的國債本息數(shù)額也在逐年增加，2005年這一數(shù)字已達到3923.4億元。因此，到期國債還本付息額也是國債發(fā)行規(guī)模要考慮的重要因素之一。
第五，國債累計余額（X5）對國債規(guī)模的影響。一國所能承受的國債總量是有限度的，所以國債余額也是分析國債規(guī)模的一個重要因素。
第六，貨幣信貸規(guī)模對國債規(guī)模的影響.由于貨幣政策與財政政策是政府宏觀調控的兩種重要工具，貨幣信貸規(guī)模直接影響到國債發(fā)行，兩者具有相互替代作用.
3國債規(guī)模影響因素的計量模型分析
本文研究時間區(qū)間是從1992年到2005年，并選取近十年我國國債年度發(fā)行額及主要影響因素的數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，被解釋變量為國債發(fā)行額（Y）。各解釋變量分別為國內生產總值GDP（X1）、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款（X2）、國家財政收支差額（X3）、到期國債還本付息額（X4）、國債累計余額（X5）、信貸規(guī)模（X6）。μ為隨機誤差項，描述除解釋變量以外的因素對國債規(guī)模的干擾作用。分析的主要統(tǒng)計數(shù)據(jù)來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》，分析軟件是SPSS。4結論
根據(jù)數(shù)據(jù)分析可以得出結論：
首先，影響我國國債規(guī)模的最主要的因素是國家財政收支差額（X3）和到期國債還本付息額（X4）。
其次，國債發(fā)行規(guī)模與居民儲蓄正相關，表明我國城鄉(xiāng)居民是國債購買的主體的事實，說明居民儲蓄為國債發(fā)行提供了空間。
再次，我國長期以來實行積極型財政政策，導致國家財政入不敷出，存在較大的國家財政收支差額，而通過發(fā)行國債是政府彌補財政收支差額的重要手段;同時，由于長期實行積極型的國債政策，在大量增發(fā)長期國債的影響下，國債到期還本付息的支出也越來越大，我國長期處于舉新債還舊債的處境;.
最后，GDP是衡量國家還債能力的重要指標，當一個國家的經(jīng)濟規(guī)模越大，那么國債發(fā)行規(guī)模的潛力越大，但是從實際情況看，國債發(fā)行規(guī)模與當年GDP水平呈負相關關系。
>>【關鍵詞】
學科服務 關鍵詞 計量分析 學科館員
學科服務是以學科用戶的信息需求和問題為驅動的，學科館員憑借其專業(yè)背景和圖書情報學知識及信息處理技能，依托本館文獻資源和技術支撐，為學科用戶提供深層次、個性化的文獻信息服務[1]。自1998年清華大學圖書館在國內率先建立學科館員制度以來，學科服務在我國已經(jīng)開展了10余年，經(jīng)歷了起步、反思、快速發(fā)展幾個階段。本文擬采用關鍵詞詞頻分析法，探討國內學科服務的研究熱點，揭示我國學科服務的現(xiàn)狀及發(fā)展趨勢。
數(shù)據(jù)與方法
檢索中國知網(wǎng)學術文獻總庫1996年―2011年有關學科館員或學科服務方面的文獻，檢索策略為“KY=‘學科館員' OR KY=‘學科服務' OR KY=‘學科化服務' OR TI=‘學科館員' OR TI=‘學科服務' OR TI=‘學科化服務’”，去除重復記錄、會議信息及一稿多投記錄后共檢出文獻2 954篇。套錄題錄信息，并利用VB編程提取題錄信息中的關鍵詞。合并同義、近義的關鍵詞后，再對經(jīng)過處理的關鍵詞進行統(tǒng)計分析。
詞頻分析法是利用能夠揭示或表達文獻核心內容的關鍵詞或主題詞在某一研究領域文獻中出現(xiàn)的頻次高低，來確定該領域的研究熱點和發(fā)展動向的文獻計量方法[2]。某一關鍵詞在某一領域出現(xiàn)的頻次以及變化可反映該詞所表征的研究主題被關注的程度和發(fā)展趨勢。
統(tǒng)計結果
對規(guī)范化后的關鍵詞進行詞頻統(tǒng)計，關鍵詞平均詞頻為7.59次。本文列舉前50個頻次較高的關鍵詞（見表1）。表1中的關鍵詞主要有限定性關鍵詞、主題性關鍵詞兩類。限定性關鍵詞主要限定研究的范圍，以時間、地區(qū)等限制性名詞為多見，如高等學校、高職院校、圖書館、高校圖書館、高職院校圖書館、醫(yī)院圖書館、國家科學圖書館等。從這些關鍵詞及其頻次可以看到：高等學校及高校圖書館是國內學科服務的主要陣地；對國家科學圖書館開展學科服務的實例介紹和研究也較多。主題性關鍵詞主要反映文章的主題內容，除學科館員、學科服務、學科館員制度外，有信息服務、素質、考核評價、服務模式、知識服務、核心競爭力等。
3.1學科服務與信息服務、知識服務
信息服務、知識服務在有關學科服務、學科館員的文獻中屬于高頻關鍵詞，其中信息服務（含學科化信息服務）的詞頻是223次（信息服務213次，學科化信息服務10次）。2005年以后，該詞的詞頻基本保持穩(wěn)定。知識服務（含學科化知識服務）的詞頻是77次（知識服務70次，學科化知識服務7次），其詞頻自2004年以后逐年遞增。表明信息服務、知識服務與學科服務關系密切。隨著國內學科服務工作的不斷深入，越來越多的研究者的關注力正在從學科信息化服務向學科知識化服務轉變，學科知識化服務將成為下一個研究熱點。部分文章探討了學科服務與信息服務、知識服務的關系。劉立騫等認為：信息服務注重信息資源的獲取和傳遞， 滿足于具體信息、數(shù)據(jù)或文獻的提供。它更多地體現(xiàn)了一種檢索和傳遞服務；知識服務則是面向內容、面向解決方案、面向知識增值的服務[3]。知識服務和信息服務有著明顯的區(qū)別，但都在一定程度上滿足特定用戶的需求，它們始終相互交織并存在于學科服務的全過程。不過目前圖書館學科知識服務的能力明顯較弱，張紅霞對高校圖書館知識服務現(xiàn)狀做了調查，結果表明：基于館際互借與文獻傳遞、新書通報和文獻檢索等傳統(tǒng)的信息服務仍然占有相當重要的地位，而專題情報檢索等服務相對比較薄弱，提供知識含量相對較高的、針對學科專業(yè)課題方面的深層次的知識服務的能力還比較欠缺[4]。
3.2學科館員素質要求、資格認證（行業(yè)準入）與隊伍建設
著名圖書館學家阮岡納贊認為： “一個圖書館成敗的關鍵還在于圖書館工作者?！睂W科館員是學科服務能否深入開展以及服務水平高低的關鍵性因素，因而學科館員的素質要求、資格認證與學科團隊建設也是眾多學者研究的熱點。如王運顯提出包括基本素質、知識素質、技能素質等3個一級指標、17個二級指標的學科館員素質指標體系，比較全面地概述了學科館員應具備的素質[5]。
學科服務對學科館員素質要求很高，國內的學科館員很難達到要求，直接影響到學科服務的效果。學科服務起源于西方發(fā)達國家并在歐美等國取得了明顯的效果。于是便有學者對國內外學科館員素質進行了對比研究。符瑞銳研究表明： 歐美等國實行了圖書館專業(yè)人員資格認證制度，從制度的角度確保了圖書館專業(yè)人員的素質。如美國公共圖書館及學校圖書館都要求專業(yè)館員必須具有ALA承認的學院或系頒發(fā)的信息學碩士學位[6]。而國內圖書館學科館員的素質則參差不齊，既具有學科背景又有圖書情報專業(yè)背景的學科館員數(shù)量相對較少。因此，學者們呼吁在我國盡早建立圖書館專業(yè)人員資格認證制度，全面提高專業(yè)人員的素質。
學科服務工作在我國已經(jīng)開展了10余年，對于如何建立一支人員構成、知識結構、能力結構、學歷和職稱結構、年齡結構合理的學科館員隊伍等問題的研究已迫在眉睫。袁紅衛(wèi)、潘芳蓮等分析了我國學科館員隊伍的現(xiàn)狀以及存在的問題，提出以下建議：制定學科館員隊伍建設戰(zhàn)略規(guī)劃；通過管理創(chuàng)新，加大人才引進力度、優(yōu)化人員結構；建立學科館員的選聘和競爭機制；建立學科館員的教育、培訓制度；建立健全學科館員的考評和激勵機制等[7-8]。
3.3學科服務質量評價
學科服務質量評價是通過制定科學、合理的評估指標體系，選擇適當?shù)姆椒ê统绦?，對學科服務過程和結果進行價值判斷。依據(jù)被評價主體的不同，可分為學科服務質量整體水平評價、學科團隊服務質量評價、學科館員服務質量評價。有關學科服務質量評估的關鍵詞在2007年以后出現(xiàn)的頻次較高，說明這一領域的研究已引起學者們的關注――大致從理論研究、評估指標體系制定、評估方法3個方面展開。
理論研究主要涉及學科服務質量評價的必要性、目的、意義、作用、評估指標體系制定的原則等。多數(shù)學者認為在制定評估體系時應堅持科學合理、全面系統(tǒng)、客觀性、定性定量相結合、易操作性等原則。蔣家紅則認為評價體系的構建應遵循循序漸進原則、因館制宜原則、個性化原則[9]。
學者們依據(jù)學科服務的內容、特點，借鑒和利用360度反饋評價法、平衡記分卡法、Libqual+TM、梯度評價法、層次分析法、模糊層次分析法、模糊綜合評價法、熵權+層次分析法等方法，建立了多個評價指標體系。武三林認為可以從“德、能、勤、績、研”5個方面對學科館員進行考核評價[10]。徐愷英將平衡記分卡法應用于高校圖書館學科館員的績效評估，把學科館員的業(yè)績評估分為學習與成長、內部流程、用戶（讀者）滿意度、信息利用4 個部分[11]。
大多數(shù)學者基本上從人員素質（綜合知識、能力、主動性）、工作業(yè)績、服務效果、服務環(huán)境等方面入手建立考評體系。這些考評體系具有較強的參考價值，但也有不足，主要表現(xiàn)在：①指標比較繁雜，不易操作，沒有結合學科館員的特點及工作實際。如大多數(shù)評價指標體系都偏重于學科館員工作量的測評，忽視了對學科服務所產生的信息產品的質量評估；學科服務工作的內容具有不確定性，它賦予了學科館員更多的主動性和創(chuàng)造性，然而大多數(shù)評價指標體系忽略了學科館員的服務創(chuàng)新。②忽視了評價主體對評價結果的影響。目前學科服務質量評價的主體一般是館領導和學科用戶。學科館員服務的學科用戶不同，評價的結果自然會受到影響。③目前的評價體系過分強調了服務質量的評價，忽視了評價結果的反饋。
3.4學科服務模式
服務模式在2005-2007年為低頻關鍵詞，詞頻為1-3，2008后該詞出現(xiàn)的頻率較高，詞頻為11-27。這一變化說明學科服務的模式已成為近年來學者們研究的熱點。學科服務在我國已經(jīng)開展了10余年，此時對各館學科服務的實踐進行總結歸納，形成學科服務模式是十分及時和必要的。眾多學者認為，學科服務模式主要有學科分館模式、學科館員-圖情教授模式、學科館員直接服務模式等。歐美國家很多大學組建了學科圖書館，支持特色資源建設和學科個性需求。我國部分高校將院系資料室建設成為面向教師用戶的學科分館，主要職責是用戶需求聯(lián)絡、參與文獻建設服務全過程、提供個性化服務等。學科館員―圖情教授模式是國內大多數(shù)圖書館采用的服務模式，盡管它有便于院系聯(lián)系、易于打開局面等諸多優(yōu)點，但其缺點也是顯而易見的，主要表現(xiàn)為對圖情教授的依賴較大。學科館員直接服務是一種雙向的主動服務模式，它減少了圖情教授中介這一環(huán)節(jié)，直接為院系教師提供服務。國外高校圖書館均采用此種服務模式，但在國內由于院系配合不夠、人員素質不高、人手有限等因素的影響，工作開展難度很大，服務效果不明顯。因而有學者認為學科館員―圖情教授模式是現(xiàn)階段我國學科館員制度不成熟條件下的有效服務方式，具有很強的實用性[12]。隨著學科用戶信息需求的日益多樣化，單憑某一個學科館員已經(jīng)很難滿足學科用戶的需求，因而有學者提出了團隊式工作模式，即組建由多種類型人員組成的工作團隊， 分別負責學科聯(lián)絡、知識組織、情報研究、個性化服務等任務，在協(xié)同工作的基礎上提供系統(tǒng)化、深層次的學科服務[13]。
3.5學科館員的定位與工作職責
學科館員稱謂很多，比如聯(lián)絡館員、學科參考館員、學科目錄學家、學科專家館員等。不同的稱謂意味著學科館員在學科服務中扮演的角色和所承擔的職責是不同的。在學科館員角色定位上的模糊認識，勢必會影響學科服務工作的有效開展，因而學科館員角色定位及其相應的工作職責也成為學者們關注的焦點。目前大部分學者認為，我國學科館員的角色定位大致可分為三個層次，即學科信息聯(lián)絡員、學科服務館員（學科參考咨詢館員）和學科信息專家。也有研究者把基于圖書館與用戶的聯(lián)絡人、用戶信息素質培訓者、參考咨詢館員角色的學科館員稱為“第一代學科館員”，把以融入一線、嵌入過程為主要特征的學科館員稱為“第二代學科館員”。與學科信息聯(lián)絡員這一角色對應的工作職責主要是學科資源建設、院系聯(lián)絡、用戶宣傳和培訓等。與學科服務館員角色對應的工作職責除學科信息聯(lián)絡員工作職責內容外，還包括對學科資源的評估、提供參考咨詢、制作學科導航、參與教學科研等。學科信息專家的工作職責主要是學科文獻信息研究、學科發(fā)展研究、跟蹤學科發(fā)展的前沿動向和研究任務，編輯學科動態(tài)與研究指南等。胡琳等學者對比分析了國內外高校圖書館學科館員的角色及工作職責，認為國內學科館員工作職責定位存在失誤，并提出學科館藏資源建設是學科館員首要的工作職責[14]。李更良則認為學科館員應更加關注學科用戶研究、學科信息研究、學科發(fā)展研究、參與教學科研工作等，而不應當承擔本應由參考館員、采訪人員以及書刊流通人員承擔的工作[15]。漆俐紅等則認為：省屬高校圖書館學科館員的角色定位應為“聯(lián)絡、導航、教育”[16]。總之，各館可根據(jù)自身的館藏特點、人員素質等因素明確學科館員的角色定位和工作職責。
3.6學科服務平臺
與學科服務平臺相關的關鍵詞有Web 2.0、博客、RSS、維基、微博、學科導航等。學科服務平臺是學科館員向學科用戶推送學科信息、介紹學科資源、解決個性化問題、交流溝通的虛擬服務平臺。有的大學圖書館自行開發(fā)了學科服務平臺，如上海大學圖書館利用各類開源軟件開發(fā)了基于Web 2.0的學科服務知識平臺，建立即時通訊、學科博客、學科維基、新聞聚合和學術機構庫等子系統(tǒng)；沈陽師范大學圖書館于2007 年立項建設圖書館學科服務內部管理系統(tǒng)，該系統(tǒng)主要用于學科用戶檔案的收集和保存、學科服務相關信息的管理、學科館員交流、學科服務工作統(tǒng)計等。有的大學圖書館直接引進國外成熟軟件Libguides作為學科服務平臺，如上海交通大學等。也有圖書館利用Web 2.0的某一技術開展學科服務。如華中科技大學利用博客作為學科服務平臺、中國科學院國家科學圖書館開發(fā)了基于RSS的科技信息聚合系統(tǒng)等。盡管這些平臺大部分都是利用Web2.0技術開發(fā)的，但服務效果不明顯，學科用戶訪問量不大、讀者參與的熱情不高。李慧美等認為，圖書館應借鑒豆瓣網(wǎng)成功形成由用戶為主體的社會網(wǎng)絡關系和用戶資源所構成的知識網(wǎng)絡的經(jīng)驗，改進學科信息服務平臺[17]。盡管學科導航已運行多年，但真正實施得比較好的大學圖書館卻屈指可數(shù)。有些圖書館僅把它作為揭示免費資源的工具、已購數(shù)據(jù)庫的補充。因而有學者提出學科導航應以學科為單位， 以本館所購買或租賃的各類資源為主， 以因特網(wǎng)上的相關學術資源為輔， 進行收集、評價、分類、組織和整理， 建立分類目錄式資源組織體系，為教學科研提供全面詳細的學科資源指引[18]。部分文章也對利用博客、RSS、維基開展學科服務提出了建議。如利用Blog+RSS技術，建立新聞、導讀及培訓博客、學科信息導航博客、信息咨詢服務博客、專業(yè)及學術博客，還可在博文欄目設置中增設學科教師或研究生博客推薦欄，主動鏈接學科教師和學科研究生博客；利用wiki技術建立學科館員交流平臺；通過整合博客資源形成學科知識庫、百科工具書等。
3.7學科服務、學科館員制度與圖書館核心競爭力
馬克思在《資本論》的地租理論中也論及到粗放經(jīng)營和集約經(jīng)營的內容，他指出“可以耕作的土地面積很大……對耕作者來說不用花費什么，或者同古老國家相比，只花極少費用?！边@種“只需投資很少的資本，主要的生產要素是勞動和土地”的經(jīng)營方式“就是粗放經(jīng)營?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第756頁。）“在經(jīng)濟學上，所謂耕作集約化，無非是指資本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗連的土地上?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第760頁。）在研究級差地租時，馬克思認為，粗放經(jīng)營和級差地租第一形式直接聯(lián)系，而集約經(jīng)營則與級差地租第二形式緊密相關。級差地租的第一形式是由“兩個和資本無關的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置?！奔壊畹刈獾诙问絼t是“對同一土地連續(xù)追加投資造成的不同生產率引起的?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第766頁。）
首次使用“粗放增長”和“集約增長”術語的是前蘇聯(lián)經(jīng)濟學家。蘇聯(lián)在1928年開始第一個五年計劃之后，其經(jīng)濟增長速度直到50年代末期一直保持高于世界經(jīng)濟增長水平的記錄，此后，經(jīng)濟增長率開始下降，表現(xiàn)出惡化趨勢，令人不解的是，其經(jīng)濟增長的惡化是在它保持了非常高的物質資本和人力資本投資率的情況下發(fā)生的。這就不得不使蘇聯(lián)的經(jīng)濟學家對其經(jīng)濟“增長方式”展開了研究。當時，他們根據(jù)馬克思在《資本論》中的上述提示，把增長方式分為兩種基本類型，一種是依靠投入實現(xiàn)產出量增長的“粗放增長”，另一種是依靠提高效率實現(xiàn)產出量增長的“集約增長”。并且指出，蘇聯(lián)過去的高速度增長是粗放型經(jīng)濟增長方式，是傾全力動員資源和增加要素投入的結果，然而由于資源的有限性，隨著可動員的資源的日益減少，在忽視提高要素生產率的情況下，必然導致經(jīng)濟增長水平的下滑（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。）。
“粗放增長”和“集約增長”概念于60年代從蘇聯(lián)傳入我國（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。）。在此之前，我國經(jīng)濟學界盡管沒有使用經(jīng)濟增長方式的概念，但對經(jīng)濟增長過程中出現(xiàn)的種種低效率，高浪費現(xiàn)象進行過大量的分析。此后，特別在1979—1980年我國對經(jīng)濟增長方式問題展開了全面深入的討論（注：吳敬璉：《怎樣才能實現(xiàn)增長方式的轉變》，《經(jīng)濟研究》1995年第11期。），廣泛使用經(jīng)濟增長方式這一概念是在黨的十四屆五中全會之后。
二、經(jīng)濟增長方式粗放度的定義
從經(jīng)濟增長方式概念形成的淵源看，經(jīng)濟增長方式是經(jīng)濟增長過程中對生產要素的分配和使用方式。雖然國外學者不常使用經(jīng)濟增長方式這一概念，但對推動經(jīng)濟增長的因素或原因的分析，實質上也是對經(jīng)濟增長方式的研究。關于這一點，匈牙利經(jīng)濟學家科爾內曾作過比較，就我國學者們而言，盡管對粗放和集約型增長方式概念的解釋不盡相同，但經(jīng)濟增長方式的含義是明確的。因此，經(jīng)濟增長方式就是指一國總體實現(xiàn)經(jīng)濟的長期增長所依靠的因素構成，其中增長因素包括土地、勞動、資本、技術進步、經(jīng)營管理、資源配置、規(guī)模經(jīng)濟等。通常把土地、勞動、資本的投入稱為要素投入，其余因素的總和稱為綜合要素生產率。進一步地，根據(jù)要素投入與綜合要素生產率在經(jīng)濟增長過程中的作用大小，把增長方式劃分為粗放型經(jīng)濟增長和集約型經(jīng)濟增長，主要由要素投入增加所引起的經(jīng)濟增長稱為粗放型經(jīng)濟增長，主要由綜合要素生產率提高所引起的經(jīng)濟增長稱為集約型經(jīng)濟增長。為了能定量反映經(jīng)濟增長的粗放程度或集約程度，筆者引入粗放度概念。所謂粗放度是指要素投入增長率的貢獻率與經(jīng)濟增長率的比值（注：對于一國總體來說，土地是固定的。因此，在考慮要素投入的增長率時，舍象掉了土地要素的影響。），用公式表示為：
δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''
式中的α表示勞動的貢獻份額；
（1－α）表示資本的貢獻份額；
L''''表示勞動投入增長率；
K''''表示資本投入增長率；
Y''''表示經(jīng)濟增長率。
當δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0時，增長方式為粗放型；
當0≤δ＜0.5時，增長方式為集約型。
對于粗放型增長方式又可按不同的粗放程度劃分為四種類型：
第一類型：當0.5≤δ＜0.7時，為低度粗放型；
第二類型，當0.7≤δ＜0.8時，為中度粗放型；
第三類型，當0.8≤δ＜1時，為高度粗放型；
第四類型，當δ≥1或δ＜0且Y''''＜0時，為超高度粗放型。
三點說明：
1.經(jīng)濟增長方式、經(jīng)濟增長、經(jīng)濟發(fā)展的關系。
經(jīng)濟增長是指一國或一個地區(qū)在一定時期內人均實際產出量的增加和實際生產能力的增加。經(jīng)濟增長特指更多的產出，而經(jīng)濟發(fā)展不僅指更多的產出，還包括隨著產出的增長而出現(xiàn)的經(jīng)濟、社會和政治結構的變化，經(jīng)濟增長是一個數(shù)量概念，而經(jīng)濟發(fā)展是一個既包含數(shù)量又包含質量的概念，所以經(jīng)濟發(fā)展包含經(jīng)濟增長。從經(jīng)濟增長方式的定義可知，經(jīng)濟增長方式是獲得經(jīng)濟增長的手段、途徑和方式。
2.經(jīng)濟效率與經(jīng)濟效益的關系。
經(jīng)濟效率是指資源的優(yōu)化配置。具體講包含二層含義：其一是指全社會以優(yōu)化的資源配置獲得較好的經(jīng)濟增長；其二是指生產單位如何把得到的資源在時間和空間上有效地組合起來，以最少的資源耗費創(chuàng)造最多的產出。經(jīng)濟效益的高低可以用綜合要素生產率來度量。所謂經(jīng)濟效益，則是指在社會經(jīng)濟活動中由經(jīng)濟效率所引起的相應的收益或收入。那種不是由于提高效率而增加的收入，就不能叫作效益，而只能叫作收益或收入。因此，經(jīng)濟效率是經(jīng)濟效益的實質，經(jīng)濟效率高意味著經(jīng)濟效益好；反之，經(jīng)濟效率低則意味著經(jīng)濟效益差。
3.轉變經(jīng)濟增長方式必須明確三個層次的問題：第一，經(jīng)濟增長方式的內涵；第二，經(jīng)濟增長方式轉變的標志；第三，經(jīng)濟增長方式轉變的程度。關于第一個問題，學術界的認識比較多，而第二、三個問題則涉獵的比較少。本文旨在通過對粗放度指標的劃分，擬解決第二、三個問題。
δ＝0.5作為劃分粗放和集約經(jīng)濟增長方式的標志。當δ＜0.5時，經(jīng)濟增長為集約型，當δ≥0.5時，經(jīng)濟增長為粗放型，這與我國經(jīng)濟理論界對粗放與集約型經(jīng)濟增長的解釋是一致的。把粗放型經(jīng)濟增長方式又細分為低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是為了便于研究經(jīng)濟增長方式轉變的程度。
三、對我國經(jīng)濟增長方式粗放度的分析模型
1.模型。
本文測算各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率所采用的模型為：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，這是由道格拉斯生產函數(shù)求導后得出的，其中Y''''代表經(jīng)濟增長率，A''''代表綜合要素生產率增長率，K''''代表資本要素投入增長率，α為勞動產出彈性系數(shù)，αL''''為勞動要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻率，（1－α）K''''為資本要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻率。因此，粗放度的公式為：
δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''
2.研究對象。
本文研究1953至1993年四十一年的經(jīng)濟增長方式，按三種不同的時期來測算各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率及粗放度：一是按一年期，二是按五年計劃期，三是按改革時期。需要說明的是，改革時期從1979年算起，由于資料所限，我們僅考察到“八五”前期（1991—1993）為止。
3.對統(tǒng)計指標的說明。
（1）經(jīng)濟增長率指標Y''''。我們均采用國民收入增長率指標。
（2）勞動要素投入L。以歷年全社會勞動者人數(shù)計算各時期勞動投入量增長率，而舍象掉象勞動質量、勞動強度的大小和勞動時間的變化情況。
（3）資本要素投入K。道格拉斯生產函數(shù)中的K值應為直接和間接構成生產能力的資本總存量，它包括直接生產和提供各種物質產品及勞務的各種固定資產和流動資產，也包括為生產過程服務的各種服務及福利設施的資產。關于K值，有的同志已估算出有關數(shù)據(jù)（注：參見張軍擴：《“七五”期間經(jīng)濟效益的綜合分析》，《經(jīng)濟研究》1991年第4期。），其具體作法是：先估算基期年1952年的資本總量；再估算各年的凈投資額（以積累額代替）并扣除價格指數(shù)；然后根據(jù)投資轉化為資本的時滯系數(shù)計算各年的新增資本數(shù)量；最后，用上年的資本總量加上當年新增資本，得出各年的資本總量。
（4）資本與勞動的產出彈性。所謂生產要素的產出彈性是指要素投入每增長1％所帶來的產出增長的百分比。西方經(jīng)濟學家們認為直接估算產出彈性幾乎是不可能的。他們在進行增長因素分析時，通常要作完全競爭和規(guī)模報酬不變的假定，以勞動與資本的收入份額來代表它們的產出彈性。然而既使要計算勞動與資本的收入份額也不是一件容易的事，它涉及到多方面的內容和某些比例的分割。在我國情況就更為復雜，首先，我國實行的并非市場經(jīng)濟，不存在完全競爭的市場條件；其次，由于缺乏必要的統(tǒng)計資料，要全面計算勞動和資本的收入份額幾乎是不可能的。但根據(jù)我國的實際情況，長期以來經(jīng)濟中存在著大量潛在勞動力的過?，F(xiàn)象，與資本要素投入增長的貢獻相比，勞動投入增長的貢獻十分有限。所以，我國經(jīng)濟界通常把勞動的產出彈性取為0.2或0.3相應地資本的產出彈性取為0.8或0.7（注：史清琪等：《技術進步與經(jīng)濟增長》，科學技術文獻出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。
表1
時期國民收入勞動投入的貢獻率aL''''資本投入的貢獻率(1-a)K''''
增長率Y''''L''''aL''''K''''(1-a)K''''
一五0.845.04
(538.92.87.2
-57)(9.4%)(56.6%)
二五0.517.07
(583.11.710.1
-62)
恢復
時期1.023.57
(63-14.73.45.1
65)(6.9%)(24.3%)
三五1.14.13
(668.33.75.9
-70)(13.4%)(49.8%)
四五0.635.53
(715.52.17.9
-75)(11.5%)(100.5%)
五五0.635.32
(766.12.17.6
-80)(10.3%)(87.2%)
六五0.994.97
(8110.03.37.1
-85)(9.9%)(49.7%)
七五0.786.23
(867.62.48.9
-90)(10.3%)(82.4%)
(910.611.34
-93)12.72.016.2
(4.7%)(89.3%)
改革
前時0.785.18
期(536.02.67.4
-78)(13.7%)(90.9%)
改革
時期0.816.65
(799.32.79.5
-93)(8.7%)(71.5%)
(530.785.74
-93)7.12.68.2
41年(11%)(80.8%)
時期要素投入的貢獻率綜合要素生產粗放資本的產出系數(shù)
aL''''+(1-a)K''''率的增長率A''''度Y''''/K''''
一五5.883.02
(530.661.24
-57)(66%)(34%)
二五7.58-10.68
(582.45-0.31
-62)
恢復
時期4.5910.11
(63-0.312.88
65)(31.2%)(68.8%)
三五5.243.06
(660.631.41
-70)(63.2%)(36.8%)
五四6.16-0.66
(711.120.70
-75)(112%)(-12%)
五五5.950.15
(760.980.80
-80)(97.5%)(2.5%)
六五5.964.04
(810.601.41
-85)(59.6%)(40.4%)
七五7.010.59
(860.930.88
-90)(92.7%)(7.3%)
(9111.940.76
-93)0.940.78
(94%)(6.0%)
改革
前時5.96-0.26
期(531.050.81
)-78(104.6%)(-4.6%)
改革
時期7.461.84
(79)0.800.98
-93)(80.2)(19.8%)
(536.520.58
-93)0.920.87
41年(91.8%)(8.2%)
注：不帶括號的數(shù)字為各要素對經(jīng)濟增長所貢獻的百分點，括號內的數(shù)字為貢獻的百分點占經(jīng)濟增長率的百分比率。
3.對我國增長方式粗放度的分析。
我們分別計算了1953年—1993年41年的粗放度并根據(jù)粗放度的五種類型作了統(tǒng)計整理，整理結果如下：
表2（單位：年）
粗放度類型超高度粗放型高度粗放型中度精放型低度粗放型集約型
時間
41年1386212
改革前26年943010
改革以來15年44322
從表2中可知：在41年里，有13個年份屬超高度粗放型，8個年份屬于高度粗放型，6個年份屬于中度粗放型，2個年份屬于低度粗放型，12個年份屬集約型。粗放型增長的年份占整個年份數(shù)的70.7％，集約型年份占29.3％，表明我國從總體上看屬于粗放型增長方式。由于超高度粗放型占整個年份數(shù)的31.7％，集約型占29.3％，高度、中度、低度分別只占整個年份數(shù)的19.5％、14.6％、4.9％，也說明粗放度的波動幅度比較大，集約型增長的穩(wěn)定性較差。如果把改革時期與改革前作一比較，則超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低為改革以來的25％；高度粗放型由16％上升為25％；中度粗放型由12％上升為18.8％；低度粗放型由O上升為12.5％；集約型年份由38.5％下降為13％。盡管改革以來粗放型增長的年份由改革前的64％上升為81.3％，集約型增長的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以來的粗放度的波動幅度明顯減弱穩(wěn)定性增強。
由表1所示，1953—1993年間的平均粗放度為0.92，屬于高度粗放型，此間國民收入的增長率達到7.1％，其中要素投入的貢獻率就占了91.8％，表明41年來的增長主要是要素投入的結果。改革前的平均粗放度為1.05，屬超高度粗放型；改革以來的平均粗放度為0.80，屬高度粗放型。國民收入的增長率由改革前的6.0％上升到改革以來的9.3％；要素投入的貢獻率由104.6％下降為80.2％；綜合要素生產率的貢獻率由－4.6％提高到19.8％。說明改革以來的平均粗放度減弱，要素投入的貢獻率降低，綜合要素生產率的貢獻率提高，改革為經(jīng)濟注入了活力，促進了經(jīng)濟效率的提高。
按計劃期計算的粗放度有四種類型，分別是集約型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型。恢復時期的1963—1965年的δ值在區(qū)間［0，0.5）之間，屬集約型，綜合要素生產率的貢獻率高達68.8％，要素投入的貢獻只有31.2％，經(jīng)濟效率高，效益比較好。“一五、三五、六五”時期的δ值在區(qū)間［0.5，0.7），屬于低度粗放型，綜合要素生產率的貢獻率分別達到34％，36.8％，40.4％，要素投入的貢獻率分別為66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增長所帶動的增長成份比較低，由綜合要素生產率提高所帶動的增長成份比較高，因此，這三個時期的經(jīng)濟效率比較高，經(jīng)濟效益也比較好?！拔逦濉?、“七五”、“1991—1993”時期的δ值在區(qū)間［0.8，1）內，屬于高度粗放型，綜合要素生產率的貢獻率分別只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的貢獻率卻分別高達97.5％、92.7％、94％，表明經(jīng)濟增長主要是要素投入的貢獻，經(jīng)濟效率比較低，經(jīng)濟效益比較差?！八奈濉睍r期的δ值大于1，“二五”時期的δ值小于零且國民收入為負增長，均屬于超高度粗放型，經(jīng)濟效率很低，經(jīng)濟效益最差。
綜上所述，盡管我國在某些年份或某些時期表現(xiàn)出集約型增長方式，但從總體上看，我國屬于粗放型增長，要素的投入是經(jīng)濟增長的主要推動力，綜合要素生產率的貢獻率較小，經(jīng)濟效率低，經(jīng)濟效益差。
四、對我國經(jīng)濟增長方式分析的結論
1.粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式的擴大再生產。
通常把新建擴建項目視為外延擴大再生產，更新改造項目視為內含擴大再生產，因而我們用基本建設投資指標以及更新改造投資指標來反映外延和內涵的擴大再生產情況。表3是根據(jù)1953—1993年國有固定資產投資構成計算出的基本建設和更新改造投資占全部固定資產投資的比重。從基本建設投資在固定資產投資中所占比重看，外延式擴大再生產的趨勢是不斷縮小，內涵擴大再生產的比例不斷增大。但從整個年份看，
表3
時期一五二五"1963-1965"三五四五五五六五
基本建設投96.292.384.580.777.573.564
資所占比重%
更改投資%3.87.715.519.322.526.528.1
時期七五"1991-1993"改革前改革以來
基本建設投58.858.881.360.2
資所占比重%
更改投資%31.828.318.729.3
國有單位的固定資產投資中絕大部分用在了基本建設投資上，用在更新改造上的投資，其最高值也未超過32％。而美國在固定資產投資中，更新改造投資所占比重1947—1950年為55％，1971—1978年提高到77％，其中機器設備投資中更新投資分別占51％和81％（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第115頁。）。實際上，我國還存在著以更新改造投資為名而進行的基本建設投資，如1981年以更新改造投資為名完成的二百多億元投資中，新建項目占10.2％，擴建項目占38.5％，真正用于設備更新和技術改造的只占一半左右（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。），有的省市更新改造投資中用于新建擴建的竟達70％以上（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。）。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式擴大再生產。
2.粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產出、低效率。
表1可見，我國國民收入的增長率主要歸因于要素投入的貢獻率，在要素投入中又主要是資本要素起著重要作用，因此，我們用資本要素的產出系數(shù)即Y''''／K''''的比值來衡量投入與產出的效果。當資本投入的增長率K''''大于國民收入的增長率Y''''，即資本的產出系數(shù)Y''''／K''''＜1時，經(jīng)濟增長就表現(xiàn)出高度或超高度的粗放型特征，如：
“二五”時期，Y''''／K''''＝－0.31＜1，則δ＝－2.45，超高度粗放型；
“四五”時期，Y''''／K''''＝0.7＜1，則δ＝1.12，超高度粗放型；
“五五”時期，Y''''／K''''＝0.8＜1，則δ＝0.98，高度粗放型；
“七五”時期，Y''''／K''''＝0.88＜1，則δ＝0.93，高度粗放型；
“1991—1993”Y''''／K''''＝0.78＜1，則δ＝0.94，高度粗放型；
“改革前”時期，Y''''／K''''＝0.81＜1，則δ＝1.05，超高度粗放型；
“改革”時期，Y''''／K''''＝0.98＜1，則δ＝0.80，高度粗放型；
整個時期，Y''''／K''''＝0.87＜1，則δ＝0.92，高度粗放型。
為了進一步地考察資本的投入產出效果，我們分別計算了41年的資本產出系數(shù)，并根據(jù)不同粗放度類型作了統(tǒng)計整理，如下表：
表4
粗放度類型集約型低度粗放型中度粗放型高度粗放型
資本產出系[1.64,3.48][1,24,1.47][0.97,1.15][0.70.0.92]
數(shù)所在區(qū)間
粗放度類型超高度粗放型
資本產出系[-3,0.69]
數(shù)所在區(qū)間
表中反映出不同粗放度類型對應的資本產出系數(shù)值。顯然，粗放程度越高，其對應的資本產出系數(shù)值越小，也就是說越粗放，資本的投入產出效果越差，效率越低。具體到我國能源與物質的消耗情況，如果僅就我國自身縱向進行對比，每萬元國民收入消耗的能源以及每億元基本建設投資平均消耗的鋼材、木材、水泥量呈不斷下降趨勢，改革開放以來，每億元國民生產總值主要生產資料平均消費量也呈下降態(tài)勢。但與世界其它國家相比，我國在能耗與物耗上的差距是很大的。根據(jù)世界銀行《1995年世界發(fā)展報告》資料：1993年，能耗產出率最高的是貝寧，每千克石油當量GDP產值為20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我國為0.6美元，在全世界121個有資料可比的國家（地區(qū)）中居第113位。從不同收入國家看，低收入國家平均每千克石油當量GDP產值為0.9美元，中等收入國家為1.0美元，高收入國家為4.4美元，全世界平均為3.1美元。可見我國能源產出率不僅遠遠低于世界平均水平，而且低于低收入國家的平均水平。另據(jù)有關方面作出的比較分析，我國鋼材、木材、水泥的消耗強度分別為發(fā)達國家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產出、低效率。
3.粗放型增長方式表現(xiàn)為經(jīng)濟的快速增長以及強烈波動。
關于經(jīng)濟高速增長的數(shù)量界定，有人把高速度與低速度的臨界值定為4％（注：劉彪、王東京：《經(jīng)濟發(fā)展階段論》，《經(jīng)濟研究》1990年第10期。），也有人把它定為6％，還有人認為3％以下為停滯，3—6％為低速增長，6—9％為中速增長，9—12％為高速增長，12％以上為超高速增長（注：趙磊：《對當前經(jīng)濟高速增長的若干看法》，《經(jīng)濟研究》1993年第1期。）。我國在1953—1993年間，國民收入的平均增長率為7.1％，改革前為6.0％，改革以來達到了9.3％。如果按4％或6％的劃分標準，我國經(jīng)濟已屬高速發(fā)展之列，即使按最后一種劃分標準，我國經(jīng)濟增長速度也可進入中高速之列。再看實物增長情況，1993年比1952年，人均糧食增長1.34倍，人均煤炭增長8.17倍，人均鋼增長32.07倍，人均發(fā)電量增長55.52倍，人均石油增長160.06倍（注：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》1996年第41頁有關數(shù)據(jù)計算而來。）。
我國在1980—1993年的人均國民收入增長率是低收入國家平均增長率的2.9倍，中等和高收入國家的4倍，即使與發(fā)展速度比較快的韓國相比也高出0.2％，可見我國的粗放型增長是以其高速度為特征的。
如果考察不同粗放程度與國民收入增長率的關系方面，從我們分別計算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增長的年份中，國民收入的增長率在絕大部分年份都低于高度粗放型。同樣地，高度粗放型低于中度粗放型，中度粗放型低于低度粗放型，低度粗放型又低于集約型。如下表：
表5
粗放度類型越高度粗放型高度粗放型中度粗放型低度粗型集約型
國民收入增-1.85%7.9%9.7%10.65%16.1%
長率的平均值
國民收入增長率與粗放度之間存在著反向變動的關系，即粗放程度越高國民收入增長率就越低；反之，粗放程度越低則國民收入增長率就越高。由此我們可以得出：在我國長期快速增長時期集約型所表現(xiàn)出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。
如果更進一步地考察粗放度的波動與經(jīng)濟周期的波動情況，則不難看出：經(jīng)濟增長率周期的波峰恰好位于集約型年份或粗放度較弱的年份，而周期的波谷位置恰好處于超高度粗放型年份。改革前，我國粗放程度是兩頭多中間少，即超高與集約型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，這種粗放程度的巨大落差的反復出現(xiàn)必然使經(jīng)濟增長大起大落。改革前國民收入增長率的波動幅度為53％，五個周期的振幅平均為23.4％（注：關于經(jīng)濟周期的劃分參見劉樹成：《論中國經(jīng)濟周期波動的新階段》，《經(jīng)濟研究》1996年第11期。）；改革以來，粗放度的穩(wěn)定性增強，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高與集約型年份明顯減少，相應地，改革開放以來四個周期的平均振幅為9.9％，國民收入增長率的波動幅度也降為12.1％。因此，粗放度的穩(wěn)定性是影響經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的重要因素之一。
一、會計信息質量特征：相關性與可靠性
(一)相關性與可靠性的涵義關于會計信息的相關性，國際會計準則委員會(IASC)認為，當信息能夠通過幫助使用者評價過去、現(xiàn)在和未來事項或確認、更改他們過去的評價，從而影響到使用者的經(jīng)濟決策時，信息就具有相關性。而美國財務會計準則委員會(FASB)的概念公告對相關性所下的定義為信息導致差別的能力，并把預測價值、反饋價值與及時性并列為相關性的標志。相關有一般相關與特殊相關之分。一般相關是指滿足現(xiàn)有的和潛在的投資者、雇員、貸款人、供應商等一系列信息使用者共同的信息需求；而特殊相關是指會計信息與某類信息使用者的特定決策相關。相關性也是相對的，在相關與不相關之間還存在著低度相關、高度相關等程度不同的相關。值得注意的是相關性是指會計信息在內容上與決策相關，不涉及信息的可靠與否。也即不具備可靠性的信息并不妨礙其相關性。如會計信息使用者需對某企業(yè)上年的盈利能力做出決策，那么該企業(yè)上年度的凈利潤就是與之相關的會計信息。雖然此數(shù)值可能是該企業(yè)利用虛假業(yè)務編造出來的，但這不影響凈利潤數(shù)值與特定決策的相關性。只能說明該凈利潤數(shù)值這一相關信息由于不具備可靠性而喪失了有用性。關于會計信息的可靠性，至今沒有一個權威的定義。IASC認為資料當其沒有重要差錯或偏向并能如實反映其所擬反映或理當反映的情況，而能供使用者作依據(jù)時，資料就具備了可靠性。而FASB把反映真實性、可核實性和中立性并列為可靠性的標志。其中反映真實性是可靠性的靈魂，而可靠性和中立性則是驗證可靠性應具備的條件。由此可見，可靠性是指會計信息能夠再現(xiàn)重大的財務關系?？煽啃圆煌谡鎸嵭?，真實性是完全的再現(xiàn)，而可靠性允許有誤差的幅度，是相對的，是否可靠還取決于會計信息允許包括誤差的程度，允許誤差的程度則決定于這種誤差不致于降低信息的有用價值。不影響決策的正確性。雖然估計和假設是會計所固有的，但并不會損害可靠性。國際會計準則委員會在《編制財務報表的框架》中提到，成本或價值在許多情況下都需要估計，合理的估計是會計報表編制工作的一部分，這并不會損害其可靠性。
(二)可靠性與相關性關系的合理判定由以上分析可見，可靠性與相關性是會計信息的兩個獨立的質量特征，在內涵上互不影響：信息是否相關不需要可靠來支持。信息是否可靠也與相關性毫不相干。但要達到會計信息有用性這一目標，會計信息必須同時具備相關性和可靠性，兩者缺一不可，否則會計信息就喪失了有用性。亦即相關又可靠的會計信息一定是有用的，而有用的信息肯定同時具備一定的相關性與可靠性。首先作為相對概念，在量的規(guī)定性上，相關性與可靠性并非總是在同一方向上影響信息的有用性，但又必須盡可能地統(tǒng)一于信息有用的目標之下。提高一定程度的相關性，在特殊情況下可以犧牲一定的可靠性，同樣，為了達到更高的可靠性，也可犧牲一定的相關性，只要能滿足對決策有用的目標即可，兩者的度可根據(jù)具體情況靈活把握。如預測性信息具有極高的預測價值，即相關程度很高，但由于其反映的是未發(fā)生的經(jīng)濟業(yè)務，可靠性必然較差，只要編制該信息所依據(jù)的基本假設、所選用的會計政策及預測的編制基礎是合理的，就可達到信息使用者決策有用的目標，而不必強求該預測信息一定可以實現(xiàn)；而歷史成本信息，由于其具有可核實性這一其他計量屬性無可比擬的優(yōu)點，可靠性較高，但由于其反應的是過去的交易和事項，與面向未來的決策相關性就差一些，但權衡利弊仍能滿足信息使用者的需要。這是在各界對歷史成本提出強烈批評的情況下，這一計量屬性仍未退出歷史舞臺的原因。其次，在考慮會計信息的決策有用性時，相關性與可靠性之間并不必然存在此消彼長，互相矛盾的關系，兩者必需兼顧。當一方提高時，在保證信息有用的前提下，允許另一方有所下降，但并不意味著一方的提高必然導致另一方的下降。應該遵循效益大于成本原則，追求會計信息的可靠性與相關性的共同提高，以便更大程度地滿足信息使用者的需要，這也是會計自產生以來的發(fā)展方向。如果一項會計創(chuàng)新，在導致所提供會計信息的可靠性與相關性比已有信息都有所下降的情況下，仍能在新的方面滿足信息使用者的需要，也是可行的。為了達到會計信息有用性這一目標，在不同的情況下，兩者各自的程度會在一定范圍內有所波動，但由于不存在此消彼長的關系，其間也就不存在誰更重要一些的問題，即不存在一定要犧牲一定程度的可靠性去換取更大的相關性，或一定要在保證相關的前提下，盡可能提高可靠性的問題，這都是實際工作中相關與可靠之間權衡的特殊情況，不具有一般性。
二、公允價值的內涵及其計量
(一)公允價值的定義IASC將其定義為：在一項公平交易中，熟悉情況、自愿的雙方交換一項資產或清償一項債務所使用的金額。FASB的定義是：公允價值，指在當前交易中，自愿的雙方買入(承擔)或賣出(清償)-項資產(負債)所使用的金額。我國會計準則的定義是：在公允價值計量下，資產和負債按照在公平交易中，熟悉情況的交易雙方自愿進行資產交換或者債務清償?shù)慕痤~計量。由此可見，公允價值的認定依據(jù)是市場上對資產或負債公平、自愿的交易金額，從本質上講，公允價值是一種基于市場信息的評價。
(二)公允價值的內涵及外延公允價值是很廣的概念范疇，并不僅是與其他計量屬性相并列的概念，可以說是其他屬性存在的基礎，即需要反映交易和事項內含的公允的價格，并同時兼具可靠性、相關性的信息質量特征。公允價值概念是會計環(huán)境變化的產物，絕不僅是現(xiàn)有會計計量屬性的簡單統(tǒng)一。一般認為，公允價值是與歷史成本相對立的復合計量屬性，這包括兩層含義：公允價值不包括歷史成本；公允價值可包括現(xiàn)行成本、現(xiàn)行市價、未來現(xiàn)金流量現(xiàn)值等，其與現(xiàn)行價值概念十分接近。但公允價值和歷史成本并不是對立的，因為歷史成本和公允價值在邏輯上是一致的。歷史成本(收入)作為已經(jīng)發(fā)生的交換價格，是過去某個時點的公允價值。而現(xiàn)行成本、可變現(xiàn)價值、現(xiàn)行市價，以及短期的可變現(xiàn)凈值和以公允價值為計量目的的未來現(xiàn)金流量的現(xiàn)值，在沒有實際交換價格的情況下，通過模擬實際交換價格來實現(xiàn)公允價值的方式，也可以看做是公允價值的表現(xiàn)形式。因此，公允價值概念與上述各計量屬性之間的關系并不是必然的，是有一定條件的，只有符合公允價值定義、具有相關性和可靠性質量特征的上述計量屬性才是公允價值。
三、基于相關性和可靠性的公允價值信息質量
(一)公允價值的相關性公允價值反映的是在特定的時點和經(jīng)濟狀態(tài)下，市場對資產或負債的定價，而公允價值的變化，也反映了市場對資產或負債所認可的價值變化。在完善的市場中，市場定價反映的是所有市場參與者對資產或負債價值的期望值，是統(tǒng)計上具有無偏性的指標，這個指標中包含了所有影響該資產或負債價值的信息。在知識經(jīng)濟時代，大量新業(yè)務不斷涌現(xiàn)，企業(yè)的某些無形資產。如商譽、知識產權、人力資源、衍生金融工具等在現(xiàn)有的計量模式下遇到了難題，這些都影響了會計信息的相關性和有用性。而采用公允價值則能夠對這些資產進行確認和計量，以滿足投資者對這些與決策相關信息的需要。相比較而言，歷史成本反映的是在資產獲得時或者負債形成時市場對其價值的評價，而市場只有在資產轉讓或負債償還時才反映其價格的變化，即被確認為利得或損失。這種會計處理方法與瞬息萬變的金融市場是不相符的，更何況轉讓或償還并不是導致?lián)p失或利得發(fā)生的原因。
