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德育的本質屬性范文1

關鍵詞：職業教育 表現形式 本質屬性

本質屬性，是指能區別出事物的復雜現象，能決定所反映事物為該事物，并能與其他事物區別開來的屬性。任何事物都有其本質屬性，職業教育也不例外。由于職業教育與社會緊密相連，并在社會和個體的發展中，發揮著重大作用。正確分析職業教育的本質屬性，能對其發展規律進行更好的把握，對其在社會發展中的戰略地位有更為深刻的認識。遵循從現象到本質的判定方法，首先需要對職業教育的表現形式進行分析。

一、職業教育的表現形式分析

社會的生產方式深刻地制約著職業教育的目標、主體、形式、內容及結果等因素。在人類社會發展以來，社會的生產方式發生了很大的變化，經歷從游牧、農耕、小手工業到機器大工業生產，再到今天的信息知識社會的幾個階段，在歷史的每個時期，職業教育都具有不同的表現形式。

（一）萌芽時期

從游牧時期到小手工業生產時期，這一階段萌芽出了職業教育，也可稱這一時期為前職業教育時期。該階段的職業教育體現出“學徒制”的特點，職業教育都僅限于師徒、父子相傳，其教育方式主要是“言傳身教”。在這一時期中，讓個人獲得能立足于社會的生存方式，就是職業教育的主要功能。另外，在個人才藝的發展和技藝的傳承方面具有一定的促進作用。

前職業教育時期中，職業教育活動滲透于各種社會生活中，但是并沒有被重視，更不存在相關的正規制度，它在整個教育體系中表現得無足輕重。

（二）發展前期

在機器大工業生產的時代，職業教育逐步發展成為現代教育制度的一個組成部分，這一時期可以看做職業教育的發展前期。在這一時期，開設了專門的職業教育學校，取代“學徒制”。在學校中，學生能對復雜化生產過程中所需的知識和技能進行學習，而非局限于手工技藝的練習。社會大工業生產方式的產生和發展，推動著職業教育的產生和發展。

（三）發展時期

伴隨著社會的發展變化，生產方式在發生變化的同時，職業教育的表現形式也發生了較大的變化。對于傳授生產勞動知識和職業技能的教育方式，將其稱為技術教育、職業技術教育或技術職業教育。在多數國家，職業教育的實施從高中階段就已開始，可將其大致分為分流制和單軌制。其中分流制以德國、中國和日本為代表，將職業訓練和職業教育合二為一是分流制的特色，這一教學制度讓高中職業教育幾乎淪為了職業訓練，因此也被稱作“現代學徒制”。實施單軌制的國家主要有加拿大和美國，將職業教育和職業訓練分開進行是其基本特征。

社會發展至今，已成為了以知識經濟為主導的信息社會，職業教育在目標、形式、層次和內容等方面都變得更加豐富，提供了更多選擇，它是滿足社會各階層人士的學習和職業發展需要的教育。

二、職業教育的本質屬性

（一）以人為本是本質屬性的核心

從古到今，社會中的所有教育，從價值本質來看，都是為了人的發展。人是一切價值的根本，沒有人就不存在價值和意義。職業教育是人的智力和體力高度融合、統一的體現，它與人的發展密切相關。職業教育應當以人為本，而不是以課本、學校、地方或者國家為本位，為人而進行的教育。脫離人的發展，職業教育就無從談起。

（二）社會生產性

職業教育是人類文明發展和社會分工的產物，因此它一定具備天然的社會屬性。通過社會生產、生活服務與職業教育的關系來看，社會生產服務與職業教育是一脈相承、密不可分的，究其本質，職業教育是社會生產生活的有機組成部分。

在教育領域中，職業教育是一項謀生就業和技能培訓活動，為社會生產輸送合格的勞動者是其直接任務，職業教育是服務于經濟發展和社會發展的教育活動。培養的人才數量和人才質量是教育活動的根本衡量標準，服務于社會的職業教育活動實際上也是為教育目標的實現所服務，通過教育目標的實現推動社會方式的發展，進而促進社會的發展。職業教育的社會生產性，是區別于其他教育活動的本質屬性所在。

（三）職業導向性

職業導向性是職業教育最重要的本質屬性。在職業教育中，以崗位要求和行業發展導向，通過應用模擬職業環境的手段，對工作過程和技術知識進行學習，最終達到培養學生職業能力的目標。職業教育的職業導向性，主要可以從以下方面進行分析：

1、職業能力的培養是關鍵

學生職業能力的培養是職業教育能否發展的關鍵。職業能力是指通過職業技能和專業知識的學習，對其進行掌握并加以實際運用、類化和遷移，且能整合相關的一般能力的一種能力體現。社會能力、方法能力和專業能力是職業能力的三個構成部分。職業教育必須尊重學生的個性，了解學生的需要，關注不同類型的學生，以促進他們自我價值的實現。

在職業教育中，承認并充分尊重學生的個體差異性，以實現每個學生的具體職業發展為教學目標。職業教育通過不同專業設置、不同教育內容和形式來發掘每個學生的潛能。按照專業實施教學，讓不同類型的學生根據自身情況進行選擇，從而達到揚長避短的作用。由于學生自主選擇了適合本身特點的專業，能夠調動其學習積極性，對發展其專業的專業能力有很好的促進作用。

2、關注現實生產、生活是重點

關注現實生產和生活是職業教育發展的重點。也可以理解為實踐教學是職業教育的發展重點。在職業教育中，加大實踐教學的比重，可以有效地提高學生的資源處理、人際關系處理、信息處理和技術運用幾方面的能力。

3、終身學習是發展趨勢

在新技術、新行業不斷興起的今天，一次性學習的觀念已不能符合社會的飛速發展。崗位競爭愈演愈烈，一個人的職業生涯中可能面對多次變更，只有不斷的學習，才能在社會競爭中得以生存和發展。現代職業教育提出，必須培養學生在各專業中流動的能力，且刺激他們進行自我學習和培訓的欲望。終身學習是符合現代社會需要的教育思想，也是職業教育發展的必然趨勢。

參考文獻：

[1]劉曉.論職業教育的本質屬性[J].教育與職業，2010，（20）：12-14.

德育的本質屬性范文2

【關鍵詞】 環境成本;控制成本;可持續發展

環境成本控制是指企業運用一系列的手段和方法,對企業生產經營活動全過程涉及有關生態環境的各種活動所實施的一種旨在提高經濟效益和環境效益的約束化管理。首先環境成本的發生是為了達到對環境的保護,即對環境的負責;其次目前我國絕大多數企業對環境成本的核算采用事后處理法,即企業在發生環境問題造成環境影響之后,對環境問題設法進行清除和彌補的行為,并將這一過程中所發生的各種費用支出列為環境成本;最后我國未做到將外部成本內部化,所以環境成本可看作是各類企業經濟活動對環境造成的影響而采用或被要求采用的措施成本和執行環境目標要求所付出的成本。

環境成本主要包括內容有:(1)傳統的企業環境控制成本。企業在需要承擔相應責任的環境活動中,為了履行環境責任,所發生的貨幣性的支出和非貨幣性的消耗。(2)政府以法定形式規定的成本。政府以法定形式規定的企業必須發生的環境控制成本。(3)企業為達到環保目標與計劃自主投入的成本,也稱自發成本。是企業為了達到環保的目標與計劃,自主決定的環境控制成本。(4)預算成本,是指企業為了未來的環保活動所作的預算。具體包括人力、物力和財力等方面的消耗。(5)突發性的成本,即偶發成本。指事先沒有預計的突發性的環境控制成本。(6)故障成本。是對環境破壞和環保舉措不力等惡性環境活動的經濟處罰。

一、環境成本的分類

1.按環境的歸屬可分為環境內部成本與環境外部成本。環境內部成本是指由企業經濟活動所導致的且可以精確計量由企業負擔的環保成本。環境外部成本是指那些由本企業經濟活動所導致的但尚未精確計量,并由于各種原因而未由企業負擔的不良環境后果。

2.按環境成本是否能為企業管理當局的決策所影響分為可避免成本與不可避免成本。可避免成本是指通過企業管理當局的決策可以影響成本數額的成本;不可避免的成本是指通過企業管理當局的決策不能改變其數額的成本。

3.按環境成本的用途分為環境補償成本、環境維持成本、環境發展成本。環境補償成本是指由于污染和破壞環境對各方面造成損失而應予補償的費用;環境維持成本是指為防止和減少環境污染和破壞而支出的日常維護費用;環境發展成本是指為進一步發展環境保護產業而投入的各項開支。

目前,我國大多數企業采用的控制方法是事后控制法,將成本分為以上幾類更適合我國的國情,便于企業進行成本的核算、分析以及環境成本的控制。

二、企業進行環境成本控制的必要性

首先,是可持續發展的要求。隨著環境保護政策、法規、標準的不斷出臺和嚴格執行,企業將逐步向“環境經營導向”過渡,其環境行為越來越受到約束。企業不僅要考慮經濟的增長速度和效益,更要關注經濟發展的代價。

其次,從企業的社會責任來看,環境成本控制相當重要。粗放型的生產模式,不僅形成了資源開發利用的無序化,對我國的水資源、礦產資源、土地資源等造成大量浪費,隨著社會公眾對環境的日益關注,政府對企業環境管理的要求日趨嚴格,企業對自身的環境行為負責已是大勢所趨。

再次,從企業自身的盈利目標來看。企業應該承擔環境責任,目前消費者對綠色食品日益青睞,有些國家已經禁止無環境標志的食物進入市場。資金市場開始注重企業的環境形象和環境業績,許多國際金融組織、一些發達國家對外援助和政府貸款對受援國的環境要求做出了明確規定,中國人民銀行也規定各級銀行發行貸款時必須配合環境保護部門把好關,對環境保護部門未批準的項目一律不予貸款。

最后,從企業面臨的風險來看。環境問題將使得企業成本增加,環境風險增大。國家對環保責任的范圍不斷擴大,對企業的環境責任追究已不僅僅停留在企業生產經營環節的廢棄物排放,而且擴大到產品使用過程的環保污染和使用后回收利用等方面,這必將增加企業的成本。

三、我國相關法規與環境成本控制的關系

我國一直以來都很重視環境保護工作,頒布了一系列的法律法規對環境行為進行約束。環境保護法律法規的嚴格實施,會對企業生產過程、廢棄物處理、產品規格等有更高的要求。一旦企業有違反法律法規的行為,必將處以罰款,使企業的環境補償成本增加。企業從長遠利益出發,為了減少環境補償成本,會投入資金維持或改造生產加工、污染物處理等系統,這將使環境發展成本或環境維持成本增加。法律法規越嚴格,企業發生環境補償成本的可能性就越大,為了降低可能發生的巨額補償成本,企業將會加大環境維持或發展成本。環境成本的迅速增加,必然會使企業產生壓力,引起管理層的高度重視,加強企業的環境成本控制。

參考文獻

德育的本質屬性范文3

關鍵詞：克強指數;Benfrod法則;回歸擬合

中圖分類號：F0 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）31-0006-03

引言

一個國家的經濟運行狀況有許多經濟指標可以反映，這些宏觀經濟指標的數據質量如何，越來越受到關注，地方政府對掩飾篡改經濟數據一直有著強烈的動機和利益考量。如何能甄別經濟數據的真實性和可靠性，進而做出正確的科學的經濟決策一直都為學術界所樂于探討。

克強指數源于總理2007年任職遼寧省委書記時，喜歡通過工業用電量新增、鐵路貨運量新增和銀行中長期貸款新增三個指標分析當時遼寧省經濟狀況。克強指數的出現為我們提供了一種全新的對地區經濟狀況的評價方法和思路，作為對經濟運行做出判斷的成功范例，對克強指數的研究和改進與完善就顯得非常重要。

一、基礎知識

（一）Benford法則介紹

Simon Neweomb經過大量的統計分析發現許多類型的數字都很好地符合這樣的規律：以1為第一位數的隨機數要比以2為第一位數的隨機數出現的頻率要大，而以2為第一位數的隨機數又比以3為第一位數的隨機數出現的概率要大，并可以此類推。1938年Frank Benford得出這樣一個結論：大自然數據的首位數字的出現頻率符合一個規律，這就是Benford法則[1]。Benford定律的定義：在不同種類的統計數據中，首位數字是數字的概率是：

P（D=d1）=lg（1+1/d1）， d1=1，2，…，9 （1）

Benford法則可以用來檢查數據是否存在質量問題。George Judge使用benford法則檢測調查數據的質量[2]。許滌龍將Benford法則用于對M2統計數據準確性的研究[3]。劉云霞運用Benford法則對中國多個國家級開發區主要經濟指標的數據質量進行分析[4]。孟連對中國經濟增長統計數據可信度進行了估計[5]。許憲春對中國國內生產總值核算中存在的問題進行了研究[6]。Mark J.Nigrini提出該法則可用于檢查是否有偽賬[7]。張華用Benford法則對中國宏觀經濟統計數據進行了可靠性分析[8]。這些大量的研究都證實了Benford法則在部門數據和宏觀數據質量檢測上的獨特功效。

（二）Benford法則檢驗方法

1.卡方擬合優度檢驗

其中ei是統計數據中首位數字i的實際頻率，bi是Benford法則下首位數字i的理論頻率。在顯著性水平為0.05、自由度是8的條件下，卡方檢驗的臨界值是15.51。如果卡方統計量的值大于臨界值，統計數據首位數字的頻率分布則不符合 Benford分布，即說明該數據可能存在質量問題，應引起注意。

2.Pearson相關系數

Pearson相關系數是用來度量兩個變量X和Y之間的關系線性關系的，取值范圍在[-1，+1]之間。則樣本Pearson相關系數為：

二、實證分析

（一）數據來源及指標選擇

實證分析采用的數據來源于國家統計局網站。克強指數使用三個經濟指標（工業用電量新增、鐵路貨運量新增、銀行中長期貸款新增）對地區經濟運行狀況進行評估。本文選擇克強指數相關的指標：地區生產總值、工業用電量、鐵路貨運量、總貨運量固定資產投入國內貸款四個指標作為研究對象。采用的數據包括31個省市自治區的五個經濟指標從2003―2012年共十年的分省年度數據。

（二）Benford檢驗結果分析

本文首先分別統計了每個指標全國31個省市和自治區十年數據首位數字的頻數，計算出每個數字出現的頻率，以便檢驗各指標首位數字出現的頻率是否符合Benford 法則。表1是各指標數據首位數字出現的頻率分布。

對各指標首位數字的分布頻率與Benford法則的分布頻率進行頻率分布擬合優度檢驗，計算結果（見表 2）。

表2的數據表明，前4個指標的皮爾遜相關系數中，除鐵路貨運量為0.71818外，其它3個指標都在0.985以上。從卡方擬合優度檢驗結果來看，顯著性水平為0.05，自由度為8的卡方統計量臨界值為15.51，除鐵路貨運量之外的其他指標的卡方值都小于此臨界值。從兩種檢驗結果都可以推斷出鐵路貨運量指標數據可靠性存在問題。

為了找出鐵路貨運量數據中存在問題的樣本，逐一剔除鐵路貨運量各省的數據。經計算發現貴州省、江西省、湖北省、湖南省在剔除其省份數據后相關系數明顯變大、卡方值明顯變小。說明這幾個省份數據存在質量問題。綜上所述，克強指數相關指標的數據質量整體可靠，由于全國各省交通運輸發展懸殊，南方幾個省數據的干擾使鐵路貨運量這一指標的數據質量變差。

（三）克強指數優化方案

為了優化克強指數的指標體系我們選取總貨運量指標代替鐵路貨運量。首先計算出總貨運量指標十年數據首位數字出現的頻率分布（如表1所示）。對總貨運量頻率分布進行擬合優度檢驗，檢驗結果（如表 2所示）。從表2看出總貨運量的皮爾森相關系數達到0.95以上，卡方值也小于0.05 顯著性水平的臨界值，可以認為總貨運量比鐵路貨運量具有更高的可靠性，用總貨運量代替鐵路貨運量對地區生產總值進行評估具有更高的可信度。為了驗證猜測，分別使用發電量、鐵路貨運量、固定資產投入國內貸款和發電量、總貨運量、固定資產投入國內貸款對地區生產總值進行線性回歸方程擬合。回歸擬合使用SAS軟件。

首先用發電量、鐵路貨運量、固定資產投入國內貸款擬合地區生產總值。擬合結果中F統計量t為925.50，可決系數為0.9007，方程的擬合度較高。各系數顯著性檢驗的t統計量（分別為-4.75、17.93、-6.66、17.30）都落在拒絕域范圍內，說明各解釋變量對被解釋變量具有顯著性影響。然而雖然擬合方程的統計意義都能得到很好的解釋，鐵路貨運量與地區生產總值卻呈現負相關關系，這與實際不符，也印證了鐵路貨運量存在質量問題的結論。

然后用發電量、總貨運量、固定資產投入國內貸款擬合地區生產總值。擬合結果中F統計量為1 675.5，可決系數為0.9426，方程的擬合度較高。各系數顯著性檢驗的t統計量（分別為-6.89、10.05、3.78、18.27）都落在拒絕域范圍內，說明各解釋變量對被解釋變量具有顯著性影響。經檢驗擬合方程的各變量不存在異方差性和多重共線性。對比兩個擬合結果，有理由認為發電量、總貨運量、固定資產投入國內貸款能夠更好地評估地區生產總值。

結論

本文從克強指數使用的經濟指標出發，基于Benford法則對各省份2003―2012年的地區生產總值、用電量、鐵路貨運量、固定資產投資國內貸款的數據準確性進行了研究。結果顯示鐵路貨運量數據可靠性存在問題。通過逐一剔除各省份的方法找出存在數據篡改的樣本。因此克強指數相關指標不適合評價所有省份的經濟運行狀況。為了優化克強指數的指標體系，選取總貨運量代替鐵路貨運量，分別使用工業用電總量、鐵路貨運量、固定資產投入國內貸款和工業用電總量、總貨運量、固定資產投入國內貸款對地區生產總值進行線性回歸方程擬合。結果顯示總貨運量代替鐵路貨運量可以更好地擬合地區生產總值。因此本文得出結論：克強指數指標體系并不廣泛適用，優化后的指標體系可以更好地評估全國所有省份的經濟運行狀況。

參考文獻：

[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] 許滌龍，金瑛.基于Benford 法則的M2 統計數據準確性研[J].統計與信息論壇，2010，（8）.

[4] 劉云霞，吳曦明，曾五一.關于綜合運用Benford 法則和面板模型檢測統計數據質量的研究[J].統計研究，2012，（11）.

[5] 孟連，王小魯.對中國經濟增長統計數據可信度的估計[J].經濟研究，2000，（10）.

[6] 許憲春.中國國內生產總值核算中存在的若干問題研究[J].經濟研究，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] 張華.中國宏觀經濟統計數據質量的Benford評價及實證研究[D].太原：山西財經大學，2011.

The Study of Reliability About Keqiang Index Based on the Benford Law

SONG Xiang-dong，GUO Teng

（Yanshan University College，Qinhuangdao 066004，China）

德育的本質屬性范文4

【關鍵詞】高等職業教育 技術技能型人才 必要性

我國現行的高等職業教育是以專科層次為主體的高等職業教 育。但是高職教育作為完整的高等教育類型，亟待完善本科乃至研究 生層次的高等職業教育。目前，高職教育層次上移至本科層次，正在成為構建現代職業育體系的關鍵議題，高職院校與普通本科院校聯合舉辦應用本科教育就是現階段為了構建和完善現代職業育體系所進行的探索和嘗試。聯合舉辦的應用本科或高職本科是一種新的教育種類，它不同于本科院校的本科教育，也不同于部分本科院校舉行的應用本科教育，還與以往部分高職高專院校為吸引生源、促進就業而與本科院校合作開展的專升本繼續教育有所區別。因此，對聯辦高職本科教育的必要性進行探討和研究，有助于進一步探索高職教育的特殊規律，為高職教育的深入發展提高科學的依據。

1.開展本科層次技術技能型人才培養是構建現代職教體系的需要

黨的十報告中提出“加快發展現代職業教育”。《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010-2020年）》將構建現代職業教育體系作為一項戰略任務，提出“到2020年，形成適應經濟發展方式轉變和產業結構調整要求、體現終身教育理念、中等和高等職業教育協調發展的現代職業教育體系，滿足人民群眾接受職業教育的需求，滿足經濟社會對高素質勞動者和技能型人才的需要。”現代職業教育體系一個重要標志是實現職業教育人才培養的立交橋，實現中職、高職專科、應用本科、專業碩士相銜接。2011年教育部的《教育部關于推進高等職業教育改革創新引領職業教育科學發展的若干意見》也首次提出“鼓勵高等職業學校與行業背景突出的本科學校合作探索高端技能型人才、應用型人才專業碩士培養制度。”2011年全國職業院校技能大賽期間，教育部副部長魯昕表示，我國將探索建立包含中職、高職專科、應用本科、專業碩士等的職業教育體系。構建現代職教體系的關鍵除了實現中高職有機銜接之外，就是推動發展本科層次、研究生層次的職業教育，加快高層次技術技能型人才的培養。

目前，我國應用本科和專業碩士僅在少部分普通本科院校舉辦，由于規模較小、教育理念差異和外面環境的制約，遠遠不能滿足構建現代職教體系、轉變經濟發展方式和發展現代產業體系的要求。教育部《關于全面提高高等職業教育教學質量的若干意見》（教高﹝2006﹞16 號）強調高等職業教育是高等教育的一種類型。教育部《關于推進高等職業教育改革創新 引領職業教育科學發展的若干意見》（（教職成﹝2011﹞12 號）指出高職教育有高等教育和職業教育的雙重屬性，在現代職業教育體系建設中發揮引領作用。高職教育目前辦學層次主要是專科層次。根據構建現代職業教育體系的需要，隨著高職教育改革的不斷深入，一部分條件成熟的高職院校舉辦高層次的高職教育——應用本科教育或高職本科教育已經勢在必行。

2.發展高層次職業教育是發達國家和地區成熟做法

在國外，高職教育也不局限專科一個學歷層次，特別是在經濟發達的國家和地區，高職本科教育早已有之。從20世紀中葉起，隨著西方各發達國家進入高等教育大眾化階段，以工程教育為代表的高職本科教育在各國迅速崛起。美國有四年制工程教育、二年制社區學院教育；德國20世紀60年代創辦了一種與傳統大學并行的新型高等教育機構——應用科技大學。我國臺灣地區的職業教育體系中，已經形成了中等職業教育、技術專科、技術本科以及技術碩士和博士的職業教育體系，高等職業院校在校生數量占臺灣高校學生總數的50%.可見，高職教育人才培養層次向本科甚至更高層次延伸是當代高職教育發展的一個重要趨勢。

3.國內不少省份紛紛開展高職院校舉辦高層次高職教育試點

國內一些發達省份在高職院校培養高層次技術應用型人才方面率先進行了探索。如廣東省深圳市提出“探索有條件的高職院校開展本科及以上層次應用型技術教育，構建起中等、專科、本科和研究生層次齊全的應用型技能人才培養體系”。深圳職業技術學院作為高職院校的“領頭羊”多年試點舉辦高職本科，已經取得許多成功經驗。國家實施國家示范性高職院校建設計劃以來，極大的推動高職院校的發展，列入建設計劃的高職院校教育教學改革成果顯著。

近年來，一些省份試點在國家示范性高職高專院校中試辦高職本科專業，天津職業大學、貴州交通職業技術學院、無錫職業技術學院等一批國家示范性高職院校與相關本科院校聯合試辦高職本科專業，甚至試點培養專業碩士。其培養模式為：在利用國家示范性高職高專院校的教學實驗資源完成四年本科學習生活，合格畢業后頒發聯辦本科院校的全日制普通高等學校本科畢業證書、授予相關專業學士學位。

美國著名的高等教育專家伯頓·R·克拉克指出：“對各高等院校進行分工已經變得越來越有必要，因為這有利于不同單位全力投入不同的工作”。綜上所述，結合國內外一些國家和地區發展高等職業教育的經驗和現狀，高職院校借鑒國內外培養本科層次技術技能型人才的成功經驗，將高職教育的新理念、規律和資源、手段運用于高職本科層次人才培養改革創新的實踐中，遵循本科的教學規律，摸索職業教育中培養本科層次技術技能型人才的教育規律，已成為了解決當前我國高等職業教育人才培養結構類型單一、結構性過剩的重要出路，也彌補了我國高等職業教育主要還局限在專科層次，本科層次及以上的職業教育基本上還是空白的局面。

參考文獻

[1] 教育部.關于全面提高高等職業教育教學質量的若干意見.教高【2006】16號.

[2] 教育部.關于推進高等職業教育改革創新 引領職業教育科學發展的若干意見教職成【2011】12號.

[3] 伯頓·R·克拉克.高等教育系統[M].杭州：杭州大學出版社，1994：291.

德育的本質屬性范文5

關鍵詞：南瓜；興蔬大果蜜本；一代雜種；選育

中圖分類號：S642.1 文獻標識碼：A 文章編號：1001-3547（2015）12-0006-02

1 選育經過

興蔬大果蜜本南瓜母本N87是以雙峰的一個地方品種與廣東蜜棗南瓜的雜交后代，經4 a 8代定向選擇而成的自交系，其植株生長勢較強，第1雌花節位20節左右，果實短葫蘆形，嫩果表面綠色、帶長條形白斑，老熟果橙紅色，果表深棱溝，口感粉、甜，可溶性固形物含量7.2%，平均單果質量3.6 kg，田間表現抗白粉病、疫病。父本M3是從黃狼南瓜經多年選擇的高代自交系，植株生長勢強，第1雌花節位24節左右，果實長葫蘆形，嫩果深綠色，老熟果橘黃色，口感粉、甜，果實可溶性固形物含量10%，平均單果質量4.0 kg，田間表現抗白粉病、疫病。

2008年冬興蔬大果蜜本南瓜在海南配組，2009年在長沙和三亞進行品種比較試驗，2009-2011年進行了多點試驗和生產示范。2015年通過湖南省農作物品種審定委員會審（認）定，命名為興蔬大果蜜本，目前累計種植面積逾10萬hm2。

2 選育結果

2.1 豐產性

①品種比較試驗 2009年春、冬兩季分別在湖南省蔬菜研究所長沙試驗基地和三亞試驗基地進行了品種比較試驗，小區面積67 m2，隨機區組排列，3次重復，均以金船蜜本南瓜作對照。結果表明，興蔬大果蜜本南瓜兩地667 m2平均產量4 565 kg，比對照增加40.9%。可溶性固形物含量7.8%，對照可溶性固形物含量8.5%（表1、2）。

②多點試驗和生產示范 2009-2010年在湖南漢壽縣、南縣、沅江市、岳陽市、江永縣等地進行多點試驗，結果表明，興蔬大果蜜本中晚熟，產量平均4 503 kg/667 m2，比對照金船蜜本增產40.1%。

2010-2011年在湖南、湖北、云南、海南、重慶、四川、廣東、廣西、江蘇、浙江、河南等省市進行了大面積生產示范，普遍反映該組合總產量及單果質量明顯高于當地主栽品種，畸形瓜少、口感粉甜、適應性強、豐產穩產。

2.2 熟性

興蔬大果蜜本為中晚熟品種，湖南地區7月上旬開始采收，可持續采收至10月中下旬。

2.3 品質分析

經湖南省蔬菜工程技術研究中心品質化驗，與對照金船蜜本南瓜相比，興蔬大果蜜本南瓜可溶性固形物含量略低、粗纖維略高，其他二者相當（表2）。

2.4 抗病性鑒定

2014年對興蔬大果蜜本南瓜和對照金船蜜本南瓜的白粉病抗性進行了人工接種鑒定，結果表明，興蔬大果蜜本南瓜白粉病病情指數18.4，對照為18.6，均為抗白粉病品種。

3 品種特征特性

植株生長勢強，中晚熟，第1雌花節位22節左右，主、側蔓均可結瓜，果實長葫蘆形，嫩果綠色帶白條紋，成熟果橘黃色帶條紋，果面深棱溝，商品瓜長47 cm左右。果實可溶性固形物含量7.8%左右，口感粉、甜。抗白粉病，單瓜質量4～6 kg，一般667 m2產量4 500 kg左右，適于華中、華南地區露地爬地栽培。

4 栽培要點

4.1 適時播種

由于南瓜對光照和溫度比較敏感，生產上多提早播種以促進雌花形成。長江中下游地區2月底3月上旬采用雙膜覆蓋（地膜加小拱棚膜）栽培，營養缽或營養塊育苗。

4.2 整地、合理施基肥

選肥沃疏松、排灌良好、近2 a未種過南瓜的壤土。土地翻耕耙平后，按畦面寬6～8 m作畦，中高邊低，溝底寬30 cm，溝深20～30 cm，加深圍溝、腰溝。每667 m2施腐熟農家肥800 kg、氯化鉀10 kg、過磷酸鈣50 kg，拌勻覆土，整平畦面。切忌單獨施用氮素肥料，以免影響南瓜坐果和品質。

4.3 定植

4～5片真葉時選晴天下午移栽，每畦栽2行，株行距70 cm×（600～800）cm，澆定根水，每667 m2栽250～300株。

4.4 田間管理

瓜秧成活發棵后進行1次化學除草，植株倒蔓前留2根側枝。前期控制肥水，每采收1批果實后追肥1次，每667 m2施速溶性三元復合肥10～20 kg，可在雨天撒施或在畦面2株中間穴施。

4.5 病蟲害防治

爬地栽培南瓜整個生育期病蟲害發生較輕，定植時防小地老虎，前期注意防治蚜蟲、黃守瓜和潛葉蠅為害。

德育的本質屬性范文6

關鍵詞:閾值協整;完全修正的OLS;偏差和標準差;MC模擬

中圖分類號:F224.0 文獻標識碼:A 文章編號: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

在時間序列分析中,協整(Cointegration)無疑是最常用的分析工具之一,協整參數向量的估計與檢驗當然成為了方法論發展的重中之重。幸運的是,Engle和Granger已經證明當樣本容量趨于無窮大時,協整向量的OLS估計量具有超一致性(Super-consistent),即OLS估計量以T-1階收斂于真實的參數,而在平穩序列的回歸中,未知參數的OLS估計量以T-1/2階收斂于真實參數,所以在協整回歸中,協整參數的OLS估計量具有超一致性,因此在樣本容量足夠大時,利用OLS估計協整參數是目前的主要方法之一。另外一種估計協整參數方法是由Johansen提出的極大似然估計(MLE),且在大樣本條件下,MLE估計量具有超一致性和漸近正態性等優良性質,但是MLE法存在以下缺陷:(1)假定數據過程的真實分布是正態分布,而在實際經濟分析中不一定成立;(2)當存在多個協整向量時,往往無法說明到底哪個才能代表真實的長期均衡關系?許多研究人員采用最大特征值所對應的協整向量作為真實的長期均衡關系,但依據是什么?至今沒有明確的答案。對于OLS和MLE估計的比較,Gonzalo[1]利用Monte-Carlo方法對估計的小樣本性質進行了研究,研究表明:(1)當只有一個協整向量時,在樣本T=100時,OLS與MLE相當;(2)在樣本容量較大(T=300)時,MLE法要優于OLS法,且具有較小的均方誤差(Mean-Square Error),也就是說在樣本較大時,MLE比OLS估計量更加有效;(3)非正態性設定對MLE估計的影響較小,即在數據服從非正態分布時,MLE也具有良好的特性;(4)滯后階數的選擇對MLE估計的影響較為敏感,且Gonzalo發現:較長滯后階的選擇對MLE估計的有效性影響較小,而較短(相對于真實滯后階數而言)的滯后階選擇對有效性影響較大,所以在應用Johansen方法時盡量采用較大的滯后階,這樣得到的協整參數估計和檢驗會更加準確。在本文中,筆者認為Johansen的MLE方法雖然在大樣本下要優于OLS估計,但是從以上研究來看,該法所要求的樣本容量較大,而在實際的經濟分析尤其是宏觀經濟中,樣本容量往往較小,一般都小于100,所以對OLS法的改進研究顯得尤其重要。鑒于此,本文將進一步研究完全修正的OLS(Fully Modified OLS,簡記為FM-OLS)估計法,目的在于揭示在閾值協整參數估計中,FM-OLS估計的小樣本性質。

眾所周知,OLS估計量具有超一致性,但是Phillips[2]和王少平[3]研究表明OLS在小樣本下具有偏差,FM-OLS[4]估計正是為了解決OLS法的小樣本偏差而提出來的。Phillips認為OLS估計是基于靜態的協整回歸方程對協整參數進行估計,由于這種靜態的回歸方程設定忽略了模型的動態結構,使得協整回歸方程中的隨機干擾項呈現出自相關性,正因為這種自相關性導致了OLS估計量的小樣本偏差。同時,我們也知道在平穩序列的回歸中,如果解釋變量與隨機干擾項不相關,即解釋變量滿足嚴格外生性(StrictExogeneity)時,OLS估計量是一致估計量;如果解釋變量不滿足嚴格外生性,則OLS估計不是一致估計量。而在非平穩序列的協整回歸中,即使解釋變量與隨機干擾項相關,則協整參數的OLS估計仍然滿足一致性[4,5],這說明只要樣本容量足夠大,不論解釋變量與隨機干擾項是否相關,OLS估計量是協整參數的一致估計量。另外對于利用工具變量(Instrument Variable,IV)來解決變量的內生性(Endogeneity)問題,Phillips和Hansen[4]對其進行了深入研究,結果表明工具變量法可以獲得參數的一致估計量,且不論工具變量是否與回歸解釋變量相關,也就是說,在協整回歸中選取的工具變量可以獨立于解釋變量,這時的OLS估計仍然是一致估計量,這一點與平穩序列的回歸是不同的,在平穩序列的回歸中,工具變量必須與解釋變量高度相關。

提出FM-OLS估計法的另一個原因在于:當協整回歸中的解釋變量與隨機干擾項相關時,OLS估計量的漸近分布不再是正態分布,因此對協整向量的約束性檢驗的Wald統計量不再漸近地服從于χ2分布[6],這無疑妨礙了Wald檢驗的應用。因此,FM-OLS估計法通過消除解釋變量與隨機干擾項之間的相關性,從而獲得協整參數估計量的一致估計量和FM-OLS估計量的漸近正態性分布,這樣可以利用傳統的Wald統計量來對協整參數進行

檢驗。

本文將重點研究FM-OLS估計在閾值協整參數估計中的小樣本性質。閾值協整[7]最初由Balke和Fomby[8]提出,這是對Granger提出的用來描述經濟變量之間長期關系的協整概念的又一至關重要的發展。眾所周知,經典意義上的協整刻畫了經濟變量之間的長期線性均衡關系,且協整方程的隨機干擾項服從平穩的線性自回歸模型。而閾值協整回歸方程中的隨機干擾項服從平穩的閾值自回歸模型(Threshold Autoregression,簡記為TAR),更確切地說,閾值協整描述了協整系統回復長期均衡的速率會隨著誤差項的不同而不同。例如,同一商品價格在不同國家之間存在閾值協整關系,即當兩價格差沒有超過交易成本時,此時兩價格不會趨同,即協整系統不回復到長期均衡;如果當價格差大于交易成本時,兩價格會回復到長期的均衡水平,這說明閾值協整在交易成本、固定調節成本計量經濟分析中具有十分重要的應用價值。同時,在閾值協整中,隨機干擾項雖然是平穩的,但往往存在自相關性,OLS估計法具有小樣本偏差;另外在閾值協整中,當解釋變量與隨機干擾項相關時,利用FM-OLS估計量構造的Wald統計量仍然漸近地服從于χ2分布,因此在閾值協整中研究FM-OLS估計的小樣本性質具有十分重要的理論和現實意義。

2 閾值協整(Threshold Cointegration)概述

從核密度估計圖(略):無論是線性協整還是閾值協整,OLS法估計的協整參數具有偏差(左偏),且左尾要比右尾厚,因此標準差也較大,而FM-OLS估計法不僅能修正這種偏差,而且標準差也能減少,這說明在小樣本(T=50)的協整參數估計中,FM-OLS比OLS具有明顯優勢。

5 結論

閾值協整在交易成本和固定調節成本等宏觀經濟分析中具有特殊地位,由于宏觀經濟數據序列往往較短,因此在小樣本中研究閾值協整參數的估計顯得尤其重要。本文較詳細地討論了FM-OLS在閾值協整參數估計中的性質,研究表明:(1)無論是線性協整還是閾值協整,FM-OLS估計都能修正OLS估計的小樣本偏差,因此在樣本容量較小時,應該采用FM-OLS法來估計有關參數;(2)影響FM-OLS估計量偏差與標準差的因素包括:數據過程的持久性(Persistence)、隨機干擾項與解釋變量之間的相關程度以及樣本容量,且當持久性和相關性越強時,FM-OLS估計量的偏差與標準差就越大;(3)如果要對閾值協整參數進行檢驗時,通過FM-OLS估計量構造的Wald統計量的極限分布仍然服從標準的χ2分布,避免了由于冗余參數(Nuisance Parameter)對檢驗統計量極限分布的影響。綜上所述,在宏觀經濟協整分析中,數據往往較短,因此應該運用FM-OLS法來估計協整參數,這樣一方面可以修正OLS的小樣本偏差,獲得更加準確的參數估計;另一方面又避免了變量的內生性對估計所帶來的影響,同時也可以避免參數約束性檢驗Wald統計量的非標準極限分布,這尤其在閾值協整分析中具有十分重要的理論與現實意義。

參 考 文 獻:

[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.宏觀計量的若干前沿理論與應用[M].天津:南開大學出版社,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].

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[6]陸懋祖.高等時間序列經濟計量學[M].上海:上海人民出版社,1999.223-230.

[7]劉漢中.Ender-Granger方法在協整檢驗中的應用研究[J].數量經濟技術經濟研究,2007,(8):137-144

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