计量案例材料

第一篇：计量案例材料

案例1：用回归模型预测木材剩余物

（一元线性回归模型（file:b1c3））

伊春林区位于黑龙江省东北部。全区有森林面积2189732公顷，木材蓄积量为23246.02万m3。森林覆盖率为62.5%，是我国主要的木材工业基地之一。1999年伊春林区木材采伐量为532万m3。按此速度44年之后，1999年的蓄积量将被采伐一空。所以目前亟待调整木材采伐规划与方式，保护森林生态环境。为缓解森林资源危机，并解决部分职工就业问题，除了做好木材的深加工外，还要充分利用木材剩余物生产林业产品，如纸浆、纸袋、纸板等。因此预测林区的年木材剩余物是安排木材剩余物加工生产的一个关键环节。下面，利用简单线性回归模型预测林区每年的木材剩余物。显然引起木材剩余物变化的关键因素是年木材采伐量。

伊春林区16个林业局1999年木材剩余物和年木材采伐量数据见附表。散点图见图2.14。观测点近似服从线性关系。建立一元线性回归模型如下：

yt = 0 + 1 xt + ut

30Y25201510X***

图2.14 年剩余物yt和年木材采伐量xt散点图

图2.15 Eviews输出结果

Eviews估计结果见图2.15。

下面分析Eviews输出结果。先看图2.15的最上部分。LS表示本次回归是最小二乘回归。被解释变量是yt。本次估计用了16对样本观测值。输出格式的中间部分给出5列。第

ˆ和ˆ）1列给出截距项（C）和解释变量xt。第2列给出相应项的回归参数估计值（01。第

根据Eviews输出结果（图2.15），写出OLS估计式如下：

ˆt=-0.7629 + 0.4043 xt

(2.64)y(-0.6)

(12.1)

R = 0.91, s.e.= 2.04

2ˆ=uˆt2(162)。其中括号内数字是相应t统计量的值。s.e.是回归函数的标准误差，即R2是可决系数。R 2 = 0.91说明上式的拟合情况较好。yt变差的91%由变量xt解释。检验回归系数显著性的原假设和备择假设是（给定 = 0.05）

H0：1 = 0； H1：1  0

图2.16 残差图

因为t = 12.1 > t0.05(14)= 2.15，所以检验结果是拒绝1 = 0，即认为年木材剩余物和年木材采伐量之间存在回归关系。上述模型的经济解释是，对于伊春林区每采伐1 m3木材，将平均产生0.4 m3的剩余物。

ˆt，图2.16给出相应的残差图。Actual表示yt的实际观测值，Fitted表示yt的拟合值yˆt。Residual表示残差u残差图中的两条虚线与中心线的距离表示残差的一个标准差，即s.e.。通过残差图可以看到，大部分残差值都落在了正、负一个标准差之内。

估计1的置信区间。由

t = P {得

ˆ t0.05(14)s(ˆ)

111ˆ11s(ˆ1 t0.05(14)} = 0.95)1的置信区间是

ˆ), ˆ)] ˆ-t0.05(14)s(ˆ+ t0.05(14)s([1111[0.40430.7629 + 0.4043 x2000 y =-0.7629 + 0.4043  20 = 7.3231万m

3(2.66)(xFx)21ˆ(+ ˆ2000)= s(y)2T(xx)2

21(2033.25)2= 4.1453(+)= 0.4546

3722.260616

因为 ˆ2000)=0.4546= 0.6742 s(yˆ+ˆx2000)= 0 + 1 x2000 = E(y2000)ˆ2000)= E(E(y01t = ˆ2000E(y2000)y t(T-2)

ˆ2000)s(y则置信度为0.95的2000年平均木材剩余物E(y2000)的置信区间是

ˆy2000  t0.05(14)s（ˆy2000)= 7.3231  2.15  0.6742

= 5.8736, 8.7726

(2.67)从而得出预测结果，2000年若采伐木材20万m3，产生木材剩余物的点估计值是7.3231万m3。平均木材剩余物产出量的置信区间估计是在 [5.8736, 8.7726] 万m3之间。从而为恰当安排2000年木材剩余物的加工生产提供依据。

附数据如下：

林业局名 乌伊岭 东风 新青 红星 五营 上甘岭 友好 翠峦 乌马河 美溪 大丰 南岔 带岭 朗乡 桃山 双丰 合计

年木材剩余物y（万m3）年木材采伐量x（万m3）tt

26.13

23.49 21.97 11.53 7.18 6.80 18.43 11.69 6.80 9.69 7.99 12.15 6.80 17.20 9.50 5.52 202.87

61.4 48.3 51.8 35.9 17.8 17.0 55.0 32.7 17.0 27.3 21.5 35.5 17.0 50.0 30.0 13.8 532.00 例2: 刻卜勒（J.Kepler）行星运行第三定律

（file:kepler3）

把地球与太阳的距离定为1个单位。地球绕太阳公转一周的时间为1个单位（年）。那么太阳系9个行星与太阳的距离（D）和绕太阳各公转一周所需时间（T）的数据（第谷（B.Tycho）的观测数据）如下：

obs DISTANCE Time 水星 0.387 0.24

金星 0.723 0.615

地球 1 1

火星 1.52 1.88

木星 5.2 11.9

土星 天王星 海王星 冥王星 9.54 29.5

19.2 84

30.1 165

39.5 248

9个行星与太阳的距离和绕太阳公转一周的时间之间有什么规律？刻卜勒（Johannes Kepler, 1571-1630，德国人）坚信9个行星绕太阳运行，一定有规律可循。经过艰苦的努力，他终于发现了行星运行第三定律，T2 = D3

obs DISTANCE Time D3 T2

300TIME46LOG(TIME)水星 0.387 0.24 0.057 0.057

金星 0.723 0.615 0.377 0.378

地球 1 1 1 1

火星 木星 土星 天王星 海王星 冥王星

19.2 30.1 84 165 7078 27271 7056 27225

39.5 248 61630 61504

1.52 5.2 9.54 1.88 11.9 29.5 3.512 140.6 868.3 3.534 141.6 870.2 20021000001020DISTANCE3040-2LOG(DISTANCE)

-101234

ˆt log(T)= 1.5  log(D)+u(4492)

R2 = 0.999999, s.e.= 0.002

log(T)=(3/2) log(D), log(T)= 3 log(D), log(T2)= log(D3)T2 = D3

案例3 中国宏观消费分析（file:china）

摘自经济蓝皮书《2004年：中国经济形势分析与预测》和第1章案例

按照我国现行国民经济核算体系，国内生产总值（按支出法计算）是由最终消费、资本形成总额和货物与服务的净出口之和三部分组成。前两部分占绝大多数。其中最终消费又分为居民消费和政府消费两类。而居民消费又可分为农村居民消费和城镇居民消费。

在这种核算体系下，居民消费包括居民个人日常生活中衣、食、住、用等物质消费以及在文化生活服务性支出中属于物质产品的消费。

政府消费包括国家机关、国防、治安、文教、卫生、科研事业单位，经济建设部门的事业单位，人民团体等非生产机构使用的燃料、电力、办公用品、图书、设备等物质消费。

国内生产总值中最终消费与资本形成总额的比例关系，即旧核算体系下国民收入中消费与积累的比例关系是国民经济正常运行的最基本的比例关系。如果这一比例关系发生严重失调，最终会成为制约经济正常运行的严重障碍。

下面分析中国的消费问题。为消除物价变动因素以及异方差的影响，以下分析所用的数据均为不变价格数据（1952 = 1）以及分别取自然对数后的数据。

图1.1给出不变价格的国内生产总值与消费曲线，图1.2和图1.3分别给出国内生产总值与消费的年增长率曲线。

25000CONSP20000GDPP0.20.10.3growth of consumptiongrowth of GDP150000.010000-0.15000-0.2-0.***5909500

***09500

图1.1 国内生产总值与消费（不变价格）曲线

图1.2国内生产总值与消费年增长率曲线

由图1.1、1.2可以看出国内生产总值与消费的增长都很快。国内生产总值曲线的波动幅度相比较大。消费曲线的波动幅度相对较小。这与宏观消费行为具有“惯性”有关。他既不可能随时间突然大幅增加，也不可能随时间突然大幅减少。

1952-1978 1979-2002

GDP 消费平均增长率

5.76%

4.79%

年增长率的标准差

0.10

0.05

平均增长率

9.15% 9.18%

年增长率的标准差

0.044

0.040

首先结合图1.3对国内生产总值序列的增长率变化做进一步分析。1952-1957年国民收入呈较稳步发展。以不变价格计算，平均年增长率为7.97%。1958年开始的大跃进使经济发展速度突然加快。在计划经济体制下，这种人为的提高经济发展速度超出了国家物质基础所能承受的限度，所以在维持了短短两年超高速增长（1958年的年增长率为16.9%，1959年的年增长率为11.4%）之后，经济发展便出现了大倒退。1960年几乎为零增长。1961和1962年连续2年出现建国以来从未有过的负增长（分别为-27.2% 和-11.1%）。由于国家及时采取了一系列经济调整措施，1963-1966年国民经济迅速得到恢复，并出现持续高增长态势。上述4年的增长率分别为17.8%, 15.8%, 16.1% 和12.5%。1966年开始的文化革命使中国经济进入一个很不稳定的发展阶段。1967和1968年国民经济再度出现负增长，随后经济发展出现“振荡”现象。自1978年实行改革开放政策以来，在由计划经济向市场经济转变过程中，经济发展突飞猛进。1952-1978年国民收入年平均增长率为5.76%。1978-2002年的年平均增长率为9.15%。后一时期是前一时期的1.6倍（不变价格）。在后一时期里，经济增长速度如此之高，持续时间如此之长，发展趋势如此之稳定，在我国的经济发展史上是没有先例的。

0.85rate=consumption/GDP0.800.900.95household/total0.750.700.650.800.850.600.***59095000.75

***09500

图1.3 年消费率曲线（1952-2002）

图1.4 居民消费与总消费比的变化曲线（1952-2002）

0.9RATIO0.8HOURATIO0.70.60.50.***909500图15 宏观消费比率与居民消费比率曲线（1952-2002）

下面分析消费率（消费额 / 国内生产总值，1952-2002）序列的变化。见图1.3，总的来说变化幅度较大。

（1）从趋势看，中国宏观消费比率值的变化是逐年下降。消费比率数据对时间t（1952 =1）的回归结果如下：

ratio = 0.7581 – 0.0036t

(62.9)

(-8.8)

R2 = 0.61（1952-2002）51年间消费比率值平均每年减少0.0036。

（2）以1978年为界，改革开放之前（19491978）消费比率曲线波动大，改革开放之后（19792002）消费比率曲线波动小（见图1.5和表1）。19521978年宏观消费比率值的均值是0.7057，标准差是0.0656。1979-2002年宏观消费比值的均值是0.6206。标准差是0.0324。改革开放以后宏观消费比率值平均比改革开放前下降0.085。随着时间的推移，消费比率的均值减小，标准差减小。改革开放之后标准差减小说明宏观消费比率值的波动在减小，中央政府调控宏观经济的能力逐步在提高。

（3）宏观消费比率的最小值是0.5660，最大值是0.8379。都发生在上世纪50年代末和60年代初的经济困难时期。最小值0.5660发生在1959年是由于基本建设投资的极度扩张造成的（1958和1959年基本建设投资的年增长率分别是87.7%和30.0%）。最大值是0.8379发生在1962年是由于执行经济调整政策，首先解决人民生活所致。

（4）中国宏观消费比率值自1993年起跌破0.60大关。1995年达到最低点0.575。近10年来，宏观消费比率值基本上在0.60以下徘徊，平均值是0.5876。在中央政府努力扩大消费的政策下虽然宏观消费比率值在1999和2000年回升至0.60以上，但2001和2002年又跌落到0.60以下。当然这并不意味着中国宏观消费绝对值的减少。相反，宏观消费总量一直在快速提高。因为固定资产投资以更快的速度增长，所以导致宏观消费比率值偏低。

（5）图1.4给出居民消费占总消费的比率曲线。该比值从0.91直线下降至0.76。这一方面反映出政府消费越削越增的过程，同时也反映出居民消费占总消费的比率变得越小。

表1

中国消费比率数据的特征数 特征数名称 均值 标准差 极大值 极小值 变异系数 样本容量

消费比率的特征数（1952~1978）

0.7057 0.0656 0.8379 0.5660 0.0930 27

消费比率的特征数（1979~2002）

0.6206 0.0324 0.6751 0.5749 0.0522 24 注：（1）消费比率 = 中国宏观消费 / GDP。

（2）1952~1999年消费和GDP数据摘自《新中国五十年统计资料汇编》，1999 中国统计出版社。2000~2002年消费和GDP数据摘自《中国统计年鉴》，2003，中国统计出版社。

（3）消费比率数据的特征数用消费比率数据计算。

中国宏观消费比率的国际比较。

共选择6个工业发达国家和4个发展中国家和地区的GDP和宏观消费数据经计算后，与中国进行宏观消费比率的对比。6个工业发达国家是英国、美国、法国、意大利、加拿大和日本（GDP和消费均为年度数据，德国由于数据不全未选）。4个发展中国家和地区是菲律宾、墨西哥、香港（GDP和消费均为季节数据）和韩国（GDP和消费为年度数据）。上述10个国家和地区的宏观消费比率曲线与中国宏观消费比率曲线的对比分别见图1.7和图1.8。11个国家和地区宏观消费比数据的5个特征数见表2。结合图1.7和图1.8以及表2，分析如下：

图1.7 美国、英国、加拿大、法国、意大利、日本与中国的消费比率曲线比较

图1.8 墨西哥、香港、菲律宾、韩国与中国大陆的消费比率曲线比较

（1）在这11个国家和地区中，无论是和工业发达国家还是发展中国家和地区相比，中国的宏观消费比率是最低的。

（2）年平均消费比率在0.7以上的国家按消费比率值大小顺序排列是英国、菲律宾、美国、法国、意大利、加拿大和墨西哥（见表2中第一栏）。年平均消费比率在0.6~0.7之间的国家是日本、香港、韩国和中国（见表2中第二栏）。显然，这种差别与文化传统有着密切的联系。前7个国家都是具有西方文化色彩的国家；而后4个国家都是具有东方文化色彩的国家。

（3）从消费比率的标准差和变异系数来看，排除菲律宾、墨西哥和香港（这3个国家的数据为季节数据，他们的方差与其他国家无可比性），中国和韩国是消费比率值变化最大的国家。中国消费比率标准差是变化最小的法国和意大利的3倍多。在消费比率低于0.7的国家与地区中，日本和韩国的消费比率曲线是先降后升；香港呈震荡变化特征；而中国则是呈逐年下降趋势。表2

加拿大、中国等11个国家与地区宏观消费比数据的特征值比较

国别

英国

（1980~2002，年度数据）菲律宾（1982~2002，月度数据）美国

（1980~2002，年度数据）法国

（1980~2002，年度数据）意大利（1980~2002，年度数据）加拿大（1980~2002，年度数据）墨西哥（1982~2002，月度数据）日本

（1980~2002，年度数据）香港

（1980~2002，月度数据）韩国

（1980~2002，年度数据）中国

（1980~2002，年度数据）

均值 0.8311 0.8259 0.8213 0.7905 0.7748 0.7744 0.7709 0.6940 0.6708 0.6665 0.6197

标准差 0.0154(0.0499)0.0140 0.0106 0.0103 0.0243(0.0446)0.0241(0.0339)0.0420 0.0328

极大值 0.8606 0.9203 0.8544 0.8074 0.7931 0.8279 0.8516 0.7501 0.7780 0.7513 0.6751

极小值 0.8051 0.6829 0.7884 0.7734 0.7512 0.7384 0.6487 0.6600 0.5874 0.5976 0.5749

变异系数 0.0185(0.0604)0.0170 0.0134 0.0133 0.0314(0.0579)0.0347(0.0505)0.0630 0.0529

样本容量 23 88 23 23 23 23 88 23 92 23 23 注：（1）香港、菲律宾和墨西哥宏观消费和GDP数据未经季节调整。

（2）英国、美国、法国、意大利、加拿大和日本的GDP和消费数据摘自国际货币基金组织数据库

（网站：http://www.xiexiebang.com）。菲律宾、墨西哥、韩国和香港的GDP和消费数据摘自经合组织 数据库（网站：http://www.xiexiebang.com）。消费比率数据是作者自己计算的。

（3）括号中的特征数不参与比较（这些特征数来自于月度数据，无可比性）。

（4）中国的消费比率值为什么呈一路下滑趋势？主要原因是全国固定资产投资增长率（2002年是13.1%）多年来远远高于消费的增长率（2002年是5.8%），从而导致消费比率值连年下滑。

（5）表3给出了上述11个国家与地区GDP增长率与宏观消费比率的相关系数。出了韩国例外，其他国家与地区均显示GDP增长率与宏观消费比率呈显著的负相关关系。即若GDP增长率上升，则宏观消费比率下降；若GDP增长率下降，则宏观消费比率上升。看来这是个一般规律。为什么会存在这样的规律？因为消费的惯性要比投资大得多。GDP的变化主要由投资控制。如果投资增加，投资占GDP的比例增加，必然导致消费比率下降；反之消费比率上升。

表3 加拿大、中国等11个国家与地区GDP增长率与宏观消费比率的相关系数

意大利 英国 香港 日本 墨西哥 加拿大 美国 菲律宾 法国 韩国

中国（1952-2002）中国（1980-2002）

相关系数-0.64-0.84-0.62-0.85-0.48-0.66-0.77 0.19 0.28-0.07-0.50-0.20

临界值（5%水平）

0.41 0.41 0.21 0.41 0.21 0.41 0.41 0.21 0.41 0.41 0.26 0.41

临界值（10%水平）

0.34 0.34 0.17 0.34 0.17 0.34 0.34 0.17 0.34 0.34 0.24 0.34

（6）中国目前的宏观消费比率这样低好不好？从长期看不好，应该改变消费与GDP之间的这种低比例关系。原因有四。①宏观消费和固定资产投资是维持经济高增长的两个最重要因素。在经济高增长条件下，消费比率偏低是靠连年的固定资产投资高增长率维持的。而连年的固定资产投资高增长率必然带来人力、物力和财力的瓶颈现象。中国近年来之所以没有出现像大跃进时期的物力和财力的瓶颈现象，主要是依靠外国直接投资和借外债支撑的。但长期借外债后，还款将成为一个沉重负担，同时经济长期超高速发展，高素质人才的缺乏将变得越来越突出。这些因素制约固定资产投资的超高速增长将随着时间的延长越来越突出。②若没有一个合理的消费比率做支撑，高投资比率将得不到延续，最终导致产品相对过剩和积压，经济发展速度下降。③提高消费比率，维持消费的高增长同样能带来经济的高增长。因为提高消费比率主要刺激的是第三产业的发展。第三产业的发展在促进经济增长的同时，还可以扩大劳动力的就业。为人民政府解决待业问题减轻压力。目前在这方面还有很大的潜力。以2002年为例，全国第三产业产值占GDP的比例只有0.34。④以经济建设为中心，不断提高中国人民的物质与精神生活水平是我们党和国家的工作重心，宏观消费比率长期保持低位不是我们的目的。

基于我国54年经济发展经验以及目前的经济发展规模，把年消费率平均值控制在0.65-0.70是比较合理的模式。

居民消费是由农村居民消费和城镇居民消费两部分组成。由于我国农村人口占大多数，建国初期农村居民消费额在居民消费额中占较大比例。1952年为68.7%。随后，这个比值逐年下降。1988年这个比值突破60.0%，2002年已降至43.6%。这与城镇居民的收入增长速度大于农村居民的收入增长速度，非农业人口占全国总人口的比例逐年增大，以及农村劳动力大量涌入城市有直接关系。

下面分析农村居民和城镇居民人均消费水平的变化。1952年分别为62元和148元（当年价格）。1997年分别为2071元和4914元（当年价格）。按不变价格计算，分别提高了7.2倍。图1.9给出城镇居民与农村居民人均消费比的变化曲线。51年间出现三个半波动周期，波动幅度在2.2和3.2之间变化。第一个波峰发生在1959和1960年。由于农业的减产直接影响了农村居民的收入和消费，使这个比值由建国初期的2.5倍猛增至3.2倍。随着经济政策的调整和农业生产的恢复，上述比值降至2.4左右。从1970-1977年这个比值连续攀升至2.9。这是因为文化革命期间农村的一系列政策极大地限制了农民的生产积极性，从而使农业居民的收入和消费增长速度变小。第二次波峰发生在1976和1977年。随着农村体制的改革（取消人民公社，实行联产承包责任制等），极大地调动了农民生产的积极性。1978-1984年是我国农业大发展时期，农村居民收入和消费水平的迅速提高（农村超前城市）使上述人均消费比值迅速下降。1984年以后随着城市经济体制改革的深入，城镇居民的消费水平增加速度超过了农业居民消费水平的增加速度，致使上述比值又开始攀升，1993年达到3.2。1994年以后由于城镇居民收入增长速度逐年下降，直接影响到消费，于是上述比值又开始回落。1997年已回落至2.4。1997年以后粮食价格一路走低，农民收入和支出与城市居民相比增长越来越慢，致使城乡消费比率值2002年又攀升至3.11。

3.4rate of consumption,3.23.02.82.62.42.22.***909500(urban/rural)******0020000GDP0500010000***5000CONS

图1.9 城镇与农村居民人均消费比的变化曲线

图1.10 国内生产总值与消费额散点图

下面通过建立宏观消费计量经济模型进一步分析我国消费与国民收入的定量关系。（以 下所用数据（1952-2002）均以不变价格（1952 = 1，单位：亿元人民币）计算。）

1952-2002年国内生产总值与消费额散点图见图1.10。说明消费与国内生产总值之间存在高度的线性关系。

用CPt表示消费额（不变价格），GDPt表示国内生产总值（不变价格），用1952-2002年数据得消费函数的OLS估计结果如下： CPt= 164.0124 + 0.5919GDPt

(1.1)

(5.2)

(159.9)

R2 = 0.998, DW = 0.67, s.e.= 167.45 以上模型的DW值很小，严格地说模型存在自相关。为消除自相关（ = 0.67），对变量进行广义差分。定义

GCPt = CPt0.665 GDPt-1

(1.3)得估计的回归模型为，GDCPt= 45.4845 + 0.5998 GGDPt

(1.4)

(1.8)

(80.4)

R2 = 0.9926, DW = 1.63, s.e.= 131.4 上模型中不存在自相关。消费函数的GLS估计结果是

CPt= 45.4845 + 0.5998GDPt

(1.5)

消费函数的时间序列模型估计结果是 

ˆt1+vˆt

(1.6)CPt = 129.0977 + 0.6018 GDPt + 0.7370u

(1.28)

(54.8)

(5.4)

R2 = 0.9988, DW = 1.7, s.e.= 132.3 则长期关系是

CPt = 129.0977 + 0.6018GDPt

(1.7)

综上消费与国内生产总值的真实比值是0.60。

下面研究消费（不变价格）对国内生产总值的弹性系数。对消费和国内生产总值取自然对数并进行OLS回归，得如下结果，LnCPt= 0.1932 + 0.9256 LnGDPt

(1.8)

(3.0)

(118.8)

R2 = 0.9965, DW = 0.77, s.e.= 0.0584 对变量进行广义差分。定义

GLnCPt = LnCPt0.615 LnGDPt-1

(1.10)得GLS估计结果如下： GLnCPt= 0.0814 + 0.9234 G LnGDPt

(1.11)

(1.6)

(57.6)

R2 = 0.9857, DW = 1.34, s.e.= 0.047

对残差建立时间序列模型，ˆt1+vˆt

(1.12)LnCPt = 0.2103 + 0.9235 LnGDPt + 0.6120 u

(1.6)

(57.4)

(5.2)

R2 = 0.9977, DW = 1.34, s.e.= 0.0472

综上消费对国内生产总值的真实弹性是0.92。

附：1952-2003年中国消费额、GDP总值、消费增长率、GDP增长率、消费比以及城农消费比数据。obs 1952 1953 1954 1955 1956 1957 1958 1959 1960 1961 1962 1963 1964 1965 1966 1967 1968 1969 1970 1971 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 CONSP 546.3000 623.2173 618.1604 675.7585 722.8174 752.4610 783.8872 748.5224 824.2267 756.8176 722.1577 789.6848 871.9268 962.3438 1042.439 1070.745 1064.406 1153.118 1241.023 1334.661 1411.926 1494.621 1536.168 1599.783 1664.324 1704.163 1842.026 2112.907 2264.996 2459.823 2653.080 2888.765 3280.282 3707.188 3964.204 4207.294 4460.610 4269.959 4502.585 5060.990 5826.347 6511.858 7215.488 7767.802 8708.014 9411.197 10287.88 11368.09 12678.88 13794.27 15148.47 GDPP GROWTHCONSP GROWTHGDP 692.2000 NA NA 806.8749 0.140797 0.165667 830.0418-0.008114 0.028712 874.6596 0.093177 0.053754 967.5612 0.069639 0.106215 1015.601 0.041011 0.049651 1187.139 0.041765 0.168903 1322.374-0.045115 0.113917 1332.762 0.101138 0.007855 969.8460-0.081785-0.272304 861.8710-0.045797-0.111332 1006.745 0.093507 0.168092 1165.533 0.104145 0.157724 1353.229 0.103698 0.161038 1522.296 0.083229 0.124936 1433.340 0.027154-0.058436 1433.103-0.005920-0.000165 1575.803 0.083343 0.099574 1876.370 0.076232 0.190739 2049.667 0.075452 0.092358 2107.026 0.057891 0.027985 2278.330 0.058569 0.081301 2324.880 0.027798 0.020431 2500.794 0.041411 0.075666 2508.359 0.040344 0.003025 2621.917 0.023937 0.045272 2966.196 0.080898 0.131308 3286.162 0.147056 0.107871 3463.821 0.071981 0.054063 3643.461 0.086016 0.051862 4003.213 0.078566 0.098739 4365.876 0.088834 0.090593 5006.124 0.135531 0.146648 5645.932 0.130143 0.127805 6140.092 0.069329 0.087525 6653.794 0.061321 0.083663 7007.277 0.060209 0.053125 6660.271-0.042741-0.049521 7257.492 0.054480 0.089669 8192.661 0.124019 0.128856 9446.424 0.151227 0.153035 11131.80 0.117657 0.178414 12489.92 0.108054 0.122004 13512.65 0.076546 0.081885 14874.10 0.121040 0.100754 16173.81 0.080751 0.087381 17702.95 0.093154 0.094544 18901.54 0.104998 0.067705 20743.52 0.115304 0.097451 23075.66 0.087972 0.112427 24275.01 0.098172 0.051975

RATIO

0.789223 0.772384 0.744734 0.772596 0.747051 0.740902 0.660316 0.566044 0.618435 0.780348 0.837895 0.784394 0.748093 0.711147 0.684781 0.747028 0.742728 0.731765 0.661396 0.651160 0.670104 0.656016 0.660751 0.639710 0.663511 0.649968 0.621006 0.642971 0.653901 0.675134 0.662738 0.661669 0.655254 0.656612 0.645626 0.632315 0.636568 0.641109 0.620405 0.617747 0.616778 0.584978 0.577705 0.574854 0.585448 0.581879 0.581139 0.601437 0.611221 0.597784 0.624915

URBAN 2.4 2.6 2.6 2.5 2.5 2.6 2.3 3.2 3.1 2.8 2.6 2.5 2.5 2.4 2.3 2.3 2.4 2.4 2.3 2.3 2.5 2.5 2.6 2.6 2.7 2.9 2.9 2.7 2.7 2.5 2.4 2.2 2.2 2.3 2.5 2.6 2.7 2.7 2.8 2.9 3.1 3.2 2.55 2.53 2.33 2.37 2.51 2.65 2.79 2.9 3.11 案例4：全国味精需求量的计量经济模型

（file:1c02,二元线性回归模型，引自《预测》1987年第2期）

1．依据经济理论选择影响味精需求量变化的因素

依据经济理论一种商品的需求量主要取决于四个因素，即①商品价格，②代用品价格，③消费者收入水平，④消费者偏好。模型为：

商品需求量 = f(商品价格，代用品价格，收入水平，消费者偏好)对于特定商品味精，当建立模型时要对上述四个因素能否作为重要解释变量逐一鉴别。

商品价格：味精是一种生活常用品，当时又是一种价格较高的调味品。初步判断价格会对需求量产生影响。所以确定价格作为一个重要解释变量。

代用品价格：味精是一种独特的调味品，目前尚没有替代商品。所以不考虑代用品价格这一因素。

消费者收入：显然消费者收入应该是一个较重要的解释变量。偏好：由于因偏好不食味精或大量食用味精的情形很少见，所以每人用量只会在小范围内波动，所以不把偏好作为重要解释变量，而归并入随机误差项。

分析结果，针对味精需求量只考虑两个重要解释变量，商品价格和消费者收入水平。

味精需求量 = f(商品价格，收入水平)

2．选择恰当的变量（既要考虑代表性，也要考虑可能性）

用销售量代替需求量。因需求量不易度量，味精是自由销售商品，不存在囤积现象，所以销售量可较好地代表需求量。味精商品价格即销售价格。

用人均消费水平代替收入水平。因为①消费水平与味精销售量关系更密切。②消费水平数据在统计年鉴上便于查找（收入水平的资料不全）。

味精销售量 = f(销售价格，人均消费水平)用平均价格作为销售价格的代表变量。不同地区和不同品牌的味精价格是不一样的，应取平均价格（加权平均最好）。

取不变价格的人均消费水平：消费水平都是用当年价格计算的，应用物价指数进行修正。

味精销售量 = f(平均销售价格，不变价格的消费水平)

3． 收集样本数据（抽样调查，引用数据）

从中国统计年鉴和有关部门收集样本数据(1972-1982, T = 11。数据见下页。)。定义销售量为yt（吨），平均销售价格为x1（元 / 公斤），不变价格的消费水平为 x2（元）。相关系数表如下：

味精销售量(yt)60000Y***2000010000011.0X111.211.411.611.812.012.******X2120140160180平均销售价格(x1t)

-0.3671

不变价格的消费水平(x2t)

0.9771 注：临界值r0.05(9)= 0.60。

60000Y

4． 确定模型形式并估计参数

yt =-144680.9 + 6313.4 x1 + 690.4 x

2（1）

(-3.92)

(2.17)

(15.32)

R2 = 0.97, DW = 1.8, t0.05(8)= 2.3 回归系数6313.4无显著性（yt与x1为负相关，回归系数估计值却为正，可见该估计值不可信）。剔除不显著变量x1，再次回归，yt =-65373.6 + 642.4 x

1（2）

(-10.32)

(13.8)

R2 = 0.95, DW = 1.5, t0.05(9)= 2.26 ˆ= 6313.4，问题：为什么检验结果是 1 = 0？ 量纲的变化对回归结果会造成影响吗？ 1

附数据如下：

年 1972 1973 1974 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982

Yt（销售量）

6927 8623 9253 12285 13924 16159 21000 20609 30742 39725 50499

X2（销售价格）

11.32 11.52 11.69 11.89 12.01 11.44 12.06 11.19 11.09 11.33 11.39

X2（消费水平）

112.90 118.32 117.69 119.79 121.69 122.22 128.77 142.14 154.54 165.56 173.52

案例5 用回归方法估计纯耕地面积

（三元线性回归模型，引自《数理统计与管理》1986年第6期）

目前对土地的调查大多采用航空摄影，从照片上把各类资源图斑转绘到1:10000的地形图上，然后再从地形图上测绘图斑面积。

在处理如何获得实际耕地面积时，关键技术难题是如何将耕地图斑中包含的田埂、土坎、空隙地、宽度小于2米的路、沟、渠等面积从图斑中分离出来。因为它们在航空图片上的分辨率很低，无法直接勾绘，测算。

设一个毛耕地图斑面积用S表示，其中不能耕种的面积（扣除面积）用 S表示，则扣除系数，yi = S / S =（扣除面积）/（毛耕地图斑面积）。对于每一个图斑，知道精确的扣除系数，就很容易根据毛耕地图斑面积计算出纯耕地面积。现在用回归分析方法，寻找影响扣除系数变化的主要因素，从而建立关于“扣除系数”的回归模型。

该论文研究的是湖南地区的耕地面积调查。湖南省属丘陵山区，地形复杂，各种地类犬牙交错，影响扣除系数的因素很多。如田埂宽度、地块大小、地块坡度、空隙地、地貌类型等。通过实际调查和分析，初步确定三个主要因素，即“坡度”、“地块面积”和“田埂宽度”。

论文作者在五个县共调查了867个样本点，其中水田样本522个，旱田样本345个。具体做法是首先把867个样本数据按“坡度”分成25个等级，然后再把属于同一个等级的样 14 本数据用加权平均的方法求出另两个因素的观测值，“平均地块面积”和“平均田埂宽度”。

拟建摸型为，yi = 0 + 1 x1i + 2 x2i +3 x3i + ui 利用样本得估计的回归方程

yi = 1.672 + 1.145 x1i + 0.608 x2i + 2.081 x3i

(7.3)

(0.4)

(1.85)

F = 221.62

(F.05(3,21)= 3.07, F.01(3,21)= 4.87, t.05(21)= 2.08, t.01(21)= 2.84)统计检验结果表明x2i , x3i为非重要解释变量。剔除之，用yi对x1i再次回归得，yi = 3.34 + 1.35 x1i

实际的验证结果表明，用只考虑“地块坡度”计算出来的扣除系数估计“纯耕地面积”完全能满足精度要求，从而为减少野外作业强度（不必再测量“地块面积”和“田埂宽度”），迅速完成测算，提供了科学依据。

附样本数据如下：

i（序号）2 3 … 25 yi（扣除系数）

4.2356 4.8838 7.8300 … 39.4151

x1i（坡度）x2i（平均地块面积）

0 1 2 … 24

1.9300 1.4918 1.1253 … 1.0600

x3i（平均田埂宽度）

0.6318 0.7312 0.9731 … 4.0721

第二篇：计量为生产服务开展节能降耗的案例

计量为生产服务开展节能降耗的案例

在公司开展的“比学赶帮超”节能降耗活动中，各运行部围绕生产实际，对各工区的能耗情况给予高度重视。炼油运行二部二套常减压车间反映该装臵外供蒸汽计量表存在问题（测不出流量），装臵自产的1.0MPa蒸汽全部自耗，造成装臵能耗过高，与实际生产情况严重不符。针对车间反映的问题，中心组织力量会同二套常减压车间技术人员对自产蒸汽外供零显示的问题及时展开调查及开展技术分析。

（1）对二套常减压装臵自产蒸汽外供零显示开展调查分析。车间技术人员根据生产情况和以往经验判断，自产蒸汽在装臵消耗后应该略有盈余，但计量表反映出的情况却恰恰相反，不仅出装臵蒸汽没有流量，反而是进装臵蒸汽有大约2t/h左右的流量。从计量表的数据看应该是装臵在使用管网的蒸汽，为此工艺技术人员认为出装臵蒸汽计量表存在问题，导致装臵能耗过高，与生产实际不符。针对车间反映的问题，认识到这正是计量为节能降耗服务的良好契机，给予了高度重视。组织技术人员对仪表及引压导管进行了认真细致的检查，核对流量计设计参数，通过对仪表零点及量程校验，确认仪表参数正常，仪表测量变化趋势良好。

但车间不认可仪表测量的数值，他们从生产工艺角度分析认为：装臵1.0MPa产汽量在13t/h左右，装臵内蒸汽系统压力控制在0.84MPa左右，而系统蒸汽管网压力在0.70MPa~0.8MPa之间，且出装臵蒸汽压控阀打开，应该有蒸汽出装臵。为此，围绕着出装臵蒸汽计量问题，计量和车间共同组织现场经验丰富的工程技术人员、技师、装臵专家一起，从仪表检测、引压管线配臵和工艺管线流程等方面进行分析，查原因，找出可能发生问题的环节，逐一排除。初步怀疑系统压力变化是影响蒸汽出装臵的症结所在，决定进行试验：首先关闭出装臵压控阀，提高装臵系统压力至0.9MPa，拉大装臵内与系统管网压力差（如图1 红线为装臵内蒸汽压力0.9MPa左右；蓝线为装臵界区外蒸汽系统压力0.75MPa左右），使出装臵蒸汽压控阀全开，当时装臵1.0MPa产汽量在13.5t/h

红线：装置内蒸汽压力；蓝线：装置界区外蒸汽系统压力

图

1左右，而出装臵蒸汽指示为0t/h（如图2 红线为装臵产蒸汽流量；蓝线为出装臵蒸汽流量），装臵蒸汽系统压力显示变化缓慢，然后打开出装臵蒸汽压控付线阀，出装臵蒸汽仪表指示为2t/h，装臵蒸汽系统压力下降明显。

红线：装置1.0MPa蒸汽产量；蓝线：1.0MPa蒸汽出装置流量

图

2通过这一试验，技术分析找出装臵自产蒸汽外供无数据显示的几种原因：

1、蒸汽压控阀行程不准，造成流通不畅；

2、装臵发汽量小；

3、系统蒸汽管网压力变化（有时较高），影响蒸汽出装臵；

4、装臵内部分疏水器故障（直通），由于压控阀流通不畅，使部分蒸汽进入冷凝水回收系统。

2、二套常减压装臵自产蒸汽及外供的技术处理。通过装臵试验，根据技术分析查出装臵自产蒸汽外供无数据显示的原因，车间立即进行了生产调整：增加高温位热媒温度，提高装臵1.0MPa蒸汽发汽量（图4，红线指示），流量为18t/h左右，控制装臵内蒸汽压力，打开蒸汽压控付线阀，确保装臵多产蒸汽外排（图4，蓝线指示），冷凝水回收系统总线增加疏水器，控制蒸汽排放。通过一段时间观察，出装臵蒸汽计量表运行可靠指示正常，流量指示变化趋势与装臵内蒸汽压力与系统管网压力的差值变化趋势相吻合（结合图3压力变化曲线、图4流量变化曲线来看，相同时间段内，装臵内与系统管网压力相差越大，出装臵蒸汽量越大，反之就小）。由于我们与车间一起对二套常减压装臵自产蒸汽外供零显示问题进行调查分析并有效技术处理，装臵的能耗明显降低，由于1.0MPa蒸汽产量提高，出装臵蒸汽量增大，装臵效益也得以增加。

红线：装置内蒸汽压力；蓝线：装置界区外蒸汽系统压力

图

红线：装置1.0MPa蒸汽产量；蓝线：1.0MPa蒸汽出装置流量

图4

由此可见，准确的计量数据可为生产装臵的节能降耗提供可靠的依据，强计量与工艺的紧密结合，是“比学赶帮超”赋予计量新的内涵。

第三篇：一级注册计量师案例分析真题

一、为了保障消费者的合法权益，促进电磁灶行业健康发展，2008年第3季度陕西省质量技术监督局组织对电磁灶产品质量进行了监督抽查。共抽查企业16家，抽取样品40个批次，经检测，合格样品34个批次，实物质量合格率为85%。

此次抽查依据强制性国家标准GB4706．1-1992《家用和类似用途电器的安全通用要求》、GB4706．29-92《家用和类似用途电器的安全 电磁灶的特殊要求》、QB/T1236-91 《电磁灶》规定的要求，对电磁灶产品的电气安全等11个项目进行了检验。

电磁炉质量存在的问题主要是输入功率和电流、电源连接及外部软缆和软线项目不合格。输入功率和电流不合格涉及5个批次的样品，占不合格样品数量（6批次）的83%。电源连接及外部软缆和软线不合格涉及3个批次的样品，占不合格样品数量的50%。

输入功率和电流不合格表现为实际输入功率小于产品明示功率，功率负偏差超出标准规定值，影响使用性能。电源连接及外部软缆和软线不合格表现为软线导体截面积小于标准要求，该项目不合格容易引起电源线发热，加速绝缘老化，存在潜在的安全隐患，反映了企业在生产中为了节省材料、降低成本未按标准要求组织生产。

针对抽查中发现的主要质量问题，陕西省质量技术监督局已责成各市质量技术监督部门严格按照产品质量法等有关法律法规的规定，对抽查中产品质量不合格的企业依法进行处理，督促企业限期整改；同时，对抽查中质量较好的产品及其生产企业，加大宣传力度。

电磁炉 2008．07．24 西安市绿秦电器商行 西安市轻工金海市场1排53A 中山市森高电器有限公司 小鸭圣吉奥 SG-C18B1 输入功率和电流 额定功率：1800W 1486二、一台电子秤计量误差竟然超出允许值的23倍!昨日是“世界计量日”，在省、市质监部门进行的计量器具大检查中，一批黑心秤现了原形。

现场：海鲜店黑心秤误差大

昨日，随质监执法人员来到了红星大市场。这里有很多海鲜、水产品和干货经营户，是计量执法的重点监管对象。执法人员对经营户使用的各种电子秤、度盘秤进行了检定、检查。在一家经营海鲜的门面，执法人员将25千克重的砝码放置到该店的电子秤上，其显示的重量为25．48千克。而根据国家规定，计量器具依大小、分度值的不同，计量误差的控制非常严格。这台最大称值为60千克的电子秤，称重25千克的最大允许误差值为20克。也就是说，这台电子秤计量误差竟然超出允许值的23倍。检查发现，其他一些海鲜、干货店的计量器具也存在较严重的计量误差情况。

提醒：作弊又出现新方式

据介绍，出现较大计量误差的计量器具，主要是未及时检定造成的，但也不排除人为因素的可能。黑心秤作弊方式主要是两种：一是在电子秤上加装遥控装置，通过操作遥控器随时改变称重量值；二是在电子秤面板上加装按键，通过按键改变称重量值。由于以上两种作弊方式往往能够被准确快速发现并予以严厉打击，因此近期又出现了第三种电子秤作弊方式，就是利用厂家预留的衡器调试功能来改变称量值。这种调试功能“方便”了商家，却害苦了消费者。

调查：很少有市民去复秤

在现场，随机调查了10多名买菜的市民，发现仅有两人偶尔去复秤，绝大多数人平时很少甚至没有复过秤。现场观察则发现，眼下虽然菜场内都按规定设置了复秤台，但似乎没有发挥应有的作用。

执法人员对红星大市场内58台（件）计量器具进行了检测，不合格率竟达33%。省计量院副院长李庆先表示，将按照《中华人民共和国计量法》的有关规定，对黑心秤进行收缴，对不良商家进行处罚。

又讯 今年“世界计量日”的主题是“计量与节约能源”，昨日，省、市质监部门在湖南大学东方红广场、长沙市通程商业广场和长沙市主要眼镜商店，开展了义务咨询、免费检测服务活动，省质监局局长刘爱才还通过本报和省会各大媒体，向社会倡议“节能从我做起，共建节约型社会”。

三、4月29日，《水泥工厂余热发电设计规范》国家标准（以下简称《规范》）讨论稿审查会在北京召开。该《规范》）由中材节能发展有限公司和天津水泥工业设计研究院主编。

水泥窑余热发电技术在我国已经发展到比较成熟应用的阶段，无论是技术水平还是装备水平都达到了比较高的水准。但在实际工程设计中还存在着一些问题，诸如余热发电如何适应水泥生产的问题；余热发电的发电指标如何保证水泥生产热耗的问题；余热发电的建设如何保证生产线的环保指标等问题；余热发电对生产线额外增加的负荷问题等。为此制定出符合国家和行业的《规范》国家标准尤为必要和迫切。建设部标准定额司处长杨瑾峰介绍，此次标准的制定，对水泥行业节能减排、资源节约和利用具有重要的意义。在本次会议讨论中，要按照工程建设标准制定的程序和原则来完善这项工作，要按照方针政策和法规，立足于行业现状也要综合国内外先进技术，做到技术先进、经济合理；要和其他的标准相结合，安全性、复合型应该与现有的相关行业相协调，同时要考虑其可操作性和将来的实施。

中国中材集团公司副总经理于国波说：“在保证水泥烧成热耗不提高的前提下尽量多利用废气发电，这也是大家的共识。《规范》不提倡以提高水泥窑热耗来提高发电功率的做法。要通过对《规范》的审查，将各自在项目实施过程中的经验和心得融会到《规范》中，我们一定认真听取不同的意见和建议，共同把余热发电这项技术提高到一个更高的水平。”

中国水泥协会副会长曾学敏在讲话中指出，此次起草的《规范》是国家标准体系建设的需要，是行业发展的需要，也是我们自身余热发电技术的需要。截止到2007年底，建材行业余热发电项目，已经投入运行的机组92台，装机容量740MW，目前行业对此项技术的认识比较统一，在建和设计的项目数量很多。《规范》的出台显得尤为迫切，但希望《规范》的讨论制定要严格按照建设部的相关程序要求进行推进。审查会听取了《规范》主编单位对《规范》的制定过程和参考依据所作的工作汇报，参会专家就规范内容进行了详细充分的讨论，对规范的修订提出了十分具体的宝贵意见。会议认为，《规范》的制定充分反映了近年来我国新型干法水泥生产余热发电技术进步的整体水平，鲜明体现了国家近年的相关产业政策，规定准确合理、可操作性强。经过充分讨论，提出了对《规范》的送审意见。

四、日本厚生劳动省5月9日宣布，日本饮料厂商波卡公司生产的一种罐装饮料中被检出含有杀虫剂成分，但从生产记录检查结果来看，企业卫生管理没有漏洞，杀虫剂可能是出厂后混入的。

厚生劳动省说，4月25日，有人在东京都千代田区的自动售货机购买了波卡公司生产的罐装饮料，饮用后投诉称饮料有异味。该公司随后进行了检测，结果在问题饮料中查出杀虫剂“残杀威”。

厚生劳动省说，问题饮料是在波卡公司位于群马县伊势崎市的工厂里生产的。厚生劳动省已指示相关部门对生产厂进行调查，同时要求全国各地相关部门及时报告同样案例，并提醒消费者注意。

“残杀威”是一种中等毒性的长效杀虫剂，对血红细胞胆碱酯酶活性有抑制作用，可引起恶心、呕吐、视力模糊、血压升高等症状，还可引起接触性皮炎。

今年3月底，日本曾发生绿茶饮料被混入除草剂致人身体不适的事件。受害者说打开饮料时“瓶盖很松”，警方怀疑有人投毒。

五、广东省珠海市斗门区白蕉镇榕益黄家庄3位农民在斗门区白蕉镇某建材经营部购买了某品牌型号为32．5R普通硅酸盐水泥共30余吨，使用后发现这些水泥的硬度不够，于是向斗门区质监局提出投诉。收到投诉后，该局执法人员立即到实地检查并对上述水泥产品进行了抽样检验，经检验确认为不合格产品。在该局执法人员的协助下，双方当事人最终达成协议，解决了赔偿等问题。3位农民共获得赔偿金8．2万元，挽回了经济损失。

近日，斗门区质监局收到3位农民的感谢信，感谢该局执法人员积极处理投诉，为其挽回了经济损失。

第四篇：2014年一级注册计量师考试计量案例分析题

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2014年一级注册计量师考试计量案例分析题：

【案例】某实验室的主任认为，职业道德只是每个人的自觉行为，单位集体发挥不了什么作用。计量技术人员只要遵守法律法规，完成好计量检定和校准工作，就可以保证实验室的良好运行。

【案例分析】一些实验室对职业道德的认识有待提高。遵守法律法规，搞好本职工作是从事一项工作的基本要求。爱岗敬业，诚实守信，办事公道，服务群众，奉献社会，努力在工作中做一个好建设者，应该成为每个从业人员的道德要求。法律法规和道德规范是注册计量师良好行为的基础。实验室在加强法制教育的同时，也要大力加强社会主义道德教育。每个人遵守职业道德会使社会更加和谐。社会的安定、和谐，需要法律和道德的双重力量进行维护。在加强法制建设的同时，也应大力加强社会主义道德建设。

第五篇：计量管理制度

计量管理制度 目的与编制依据

1.1 为规范公司的计量管理，保证计量器具的准确可靠，充分发挥计量管理对公司生产、研发、质量、安全、成本管理的保障作用，特制定本制度。1.2 本制度的编制依据为：

《中华人民共和国计量法》（1985）

《中华人民共和国计量法实施细则》（国家计量局，1987）

《中华人民共和国强制检定的工作计量器具明细目录》（国家计量局，1987）《质量手册》（××××公司，2008年）

《测量和监视装置控制程序》（南××××公司，2008年）2 主题内容

本制度规定了计量器具购置、领用、维护、检定以及计量技术档案管理的基本流程和工作要求，明确了有关部门、岗位的计量管理职责。3 范围

本规定适用于公司生产、生活、仓储装置使用的A、B类计量仪表（压力表、真空表、温度计、流量计、酸度计等）、生产与仓储衡器（磅秤、电子台秤等）以及分析技术部检测仪器、玻璃计量仪器的管理。4 职责

4.1 质量保证部（以下简称“质保部”）负责组织本制度的编制、修订，设备动力部（以下简称“设动部”）、分析技术部、生产部、采购部、研发部、仓库和其他有关部门参与上述工作。

4.2 设备动力部（以下简称“设动部”）负责公司所有计量器具的管理，分析技术部、生产部设置兼职计量员，协助设动部管理本部门使用的计量器具。质保部负责对上述工作的监督。

4.3 计量器具使用部门负责本部门计量器具的维护，保持计量器具在有效检定期内的精密度和可靠性。设动部、质保部负责监督检查。

4.4 本制度经公司管理程序审核批准后，由行政部颁布实施。质保部负责将本制度及其修订版本报行政部备案。5 计量器具的等级分类 5.1 A类计量器具

国家规定强制检定的用于贸易结算、安全防护和环境检测的计量器具，包括机械台秤及其砝码，电子台秤，蒸汽流量计，污水流量计，自来水（含工业水、生活水）流量计，电度表，电子天平，分光光度计，玻璃液体温度计(质检用)，台式酸度计，压力表。5.2 B类计量器具

用于原料和产品检验、内部物料转移的计量器具以及生产装置上的部分计量器具，包括各种规格的移液管及容量瓶，数字熔点仪，自动旋光仪，凝固点仪，电位滴定仪，旋转粘度计，双金属/热电阻/热电偶温度计，工业酸度计、气相色谱仪、液相色谱仪等。5.2.3 C类计量器具

公司使用的除A、B类计量器具以外的其他计量器具（如玻璃液位计、水池标尺等）。计量器具的采购与领用管理 6.1 采购/入库管理

6.1.1 各部门购置计量器具时，应明确该器具的计量精度与量程，根据其使用场合的具体要求选型。计量器具请购单应准确填写需采购的计量器具的名称、量程、计量精度、防爆要求等技术数据。设动部对请购部门的选型提供技术支持。5.1.2 采购部购置计量器具时，必须选择持有合法有效的《制造计量许可证》的供应商，所采购的计量器具上应有该许可证的标志，并有产品合格证或合格印，A、B类计量器具应配备使用说明书和相关技术资料。设动部负责验收上述标志、合格证或合格印，并在验收单上签字。

5.1.3 采购部凭仓库和设动部共同签发的验收单办理入库和报销手续。没有产品合格证（或合格印）、生产许可标志或生产许可标志不合格的A、B类计量器具，仓库不得办理入库和报销，由采购部负责退货。5.2 领用管理

5.2.1 A、B类计量器具的领用部门必须在设动部办理登记和设置统一编号手续。仓库在确认设动部签发的计量器具领料单后方可发货。

5.2.2 A、B类计量器具使用部门应将所领用计量器具的产品合格证和使用说明书的原件交设动部保管（可保留复印件）。设动部根据领料单和上述文件建立计量器具管理台帐和每件计量器具的原始技术资料档案（见本规程第8.1节）。C类计量器具的产品合格证和使用说明书由使用部门负责保存。6 计量器具/检测仪器的使用与维护管理 6.1 使用管理

6.1.1 设动部对所有在用A、B类计量器具（含检测仪器，下同）设置统一编号。计量器具使用部门应确保所使用的全部计量器具均在规定的量程和精度范围内使用，且使用环境符合计量器具使用要求。禁止超量程、超精度和在超出允许环境的条件下使用计量器具。

6.1.2 计量器具使用者必须了解计量器具的性能、原理，掌握正确的使用方法。分析技术部负责编制本部门使用的A、B类计量器具的使用说明书，设动部负责编制其他A、B类计量器具的使用说明书，并协助使用部门培训和考核。计量器具使用部门不得安排未经培训和未通过考核的人员独立操作使用A、B类计量器具，其测量数据不可作为贸易结算、工艺、质量、安全、环境检测等方面的依据。设动部应保存A、B类计量器具使用部门的培训考核记录（或复印件）备查。6.1.3 计量器具每次使用前，使用者均应检查其状态是否正常。凡使用说明书要求自检的计量器具每次使用前均必须自检，并由使用者记录自检结果。要求自检的计量器具未经自检即使用或自检记录缺失均属质量违章行为。

6.1.4 计量器具使用中出现量值反常、数据不稳定以及失灵，失准等异常情况时，使用人员应立即停止使用并向上级报告。使用部门应及时通知设动部安排检定、维修，并更换计量器具。禁止使用有明显故障的计量器具。使用人员不得擅自拆卸、修理计量器具。

6.1.5 因选型、使用、维护不当造成计量器具损坏、报废和由此引发的各类事故按公司有关规定调查处理。6.2 维护管理

6.2.1 计量器具使用人员应按照使用说明书的要求进行维护操作。计量器具在安装、拆卸和使用过程中应防止硬器、锐器的碰撞，避免剧烈振动，避免与禁忌物质的接触，保持计量器具的清洁和良好的工作状态。

6.2.2 非定点使用的计量器具（如机械台秤、电子台秤等）每班使用后都应按照使用说明书的要求进行维护，及时清除沾染的化工物料。使用部门应将非定点计量器具的使用和清洁状况列入交接班检查内容。

6.2.3 设动部每月至少组织一次对公司计量器具的使用与维护状况的全面现场检查，并通知质保部和计量器具使用部门参加。及时发现并纠正计量器具使用、维护中的错误，停用超过有效检定周期的计量器具，制止违章操作，并检查结果录入《计量器具现场检查表》（见附件一）。

6.2.4 计量器具现场检查的重点为A、B类计量器具的状况，参检人员均应在检查记录上签字确认检查结果，并协助使用部门处理检查中发现的问题。质保部重点追踪检查中所发现问题的纠正以及预防措施的落实状况。6.3 转移、停用与报废管理

6.3.1 定点使用的计量器具转移工作场所或计量器具停用时，其使用部门提前三个工作日通知设动部备案。设动部负责编制《计量器具停用通知单》（见附件三），由设动部经理、质保部经理共同签发。停用的计量器具由使用部门负责从使用点拆下或设置显著的停用标识，防止被误用。

6.3.2 设动部负责检查、确认计量器具转移后工作场所的适用性和停用计量器具的拆卸、封存情况，并及时录入计量器具管理台帐。

6.3.3 设动部负责计量器具报废的技术审核。计量器具无修复价值或因品质不良无法有效使用时，使用部门在办理报废手续时由设动部负责技术确认。属于固定资产的计量器具按固定资产管理程序实施报废。因其质量问题报废的计量器具设动部确认后应通知采购部，并协助采购部与供应商交涉。

6.3.4 报废的计量器具禁止使用，由使用部门负责实施有效封存（转移出使用场所，拆卸关键部件并设置明显的“报废”标识）或拆卸后交设动部处理。设动部负责报废计量器具台帐的注销，并妥善保存相关资料。7 周期检定管理 7.1 周期检定标准

7.1.1 公司A、B类计量器具均应进行周期检定，检定不合格的计量器具不得使用。A、B类计量器具送检率应分别达到100％和95％，计量器具检定合格率应≥95％。

7.1.2 设动部依据国家标准和行业规定，结合公司实际状况，负责编制各类计量器具的周期检定标准，经使用部门确认和公司主管领导批准后，作为计量器具进行周期检定的依据。分析技术部计量器具周期检定标准由分析技术部自行编制。质保部协助并监督计量器具周期检定标准的编制和修订。7.2 周期检定计划编制与实施

7.2.1 设动部根据管理台帐和周期检定标准，编制计量器具的周期检定计划，并在检定有效截止日期前20个工作日向计量器具使用部门提交《计量器具/检测仪器周期检定通知单》（见附件二）。通知单应标明所需检定的计量器具的编号、安装使用地点、有效期截止时间、计划送检日期和计划完成检定日期。7.2.2 计量器具使用部门接到检定通知单后，应合理安排检定对象及其相关装置的运行或使用计划，及时停止使用，并最晚在有效期截止时间前3个工作日将计量器具拆卸并清洁后交设动部。在计量器具送检期间因生产、生活或安全管理需要不能停车的装置，使用部门应提前申请采购或领用备用计量器具。需要检定单位现场检定的计量器具应由使用部门在检定日期的前一个工作日完成检定准备。7.2.3 设动部根据周期检定计划和检定通知单，负责联系具有合法资质的检定单位，及时实施周期检定，尽可能缩短计量器具和相关设备因检定造成的停用时间。分析技术部计量器具的检定由该部门自行联系，并告知设动部。7.2.4 所有检定合格的计量器具均应有检定单位颁发的检定合格证。设动部将检定合格的计量器具送还使用部门时，应按规定将合格证（或复印件）粘贴在计量器具上或保留在计量技术档案中。

7.2.5 周期检定不合格的计量器具由设动部负责设置醒目的“不合格器具”标识，存放至机修车间配件库或在使用现场封存，并逐一登录在案。设动部负责组织对不合格计量器具进行鉴别，可以修复的由设动部联系外送修复，无修复价值的办理报废（见6.3节）。

7.2.6 质量保证部负责监督计量器具检定计划的实施过程，协助设动部和使用部门组织检定，并重点监督A、B类计量器具、超过检定期计量器具的检定安排和检定不合格器具的处理。对有可能造成质量、安全、设备事故的过期未检定计量器具，由设动部负责向使用部门发布《计量器具/检测仪器停用通知单》（见附件三），并监督实施。7.3 内部检定管理 7.3.1 设动部负责组织公司除分析技术部以外的各类计量器具的内部检定，分析技术部计量器具的内部检定由该部门自行组织。

7.3.2 内部检定对象为在周期检定标准期内（见7.1节）的计量器具。对超过检定期的计量器具的内部检定结果无效。

7.3.3 设动部负责编制计量器具内部检定计划和检定方案，并负责实施和保存内部检定记录。计量器具内部检定方案必须符合国家或行业的相关规定，检定器具合法，检定方法正确、简便。计量器具使用部门应积极协助内部检定工作。7.3.4 内部检定不合格且无法校准的计量器具应立即停止使用，由设动部负责联系提前实施周期检定，按周期检定操作程序实施（见7.2节）。8 计量技术档案管理 8.1 计量技术档案内容

设动部负责建立全公司除分析技术部以外的全部计量器具的技术档案，其主要内容为：

① 原始技术资料，包括计量器具的说明书、合格证、生产厂家资质证明、安装施工检验记录以等；

② 计量器具检定管理台帐，包括计量器具的统一编号、周期检定计划、内部检定计划以及检定合格证、检定原始记录等；

③ 现场检查记录、停用通知单、维修记录； ④ 退货与报废记录。

分析技术部的计量技术档案由该部门负责建立和保存,基本内容同上。8.2 管理职责

8.2.1 设动部负责计量技术档案的建立和管理，确保其完整性、可靠性。8.2.2 设动部每月至少检查一次、质保部每季度至少检查一次计量技术档案状况，并在检查记录上签字确认检查结果（见附件四）对短缺、遗失、损毁的计量技术档案，由设动部通过供应商、检定单位等渠道尽力收集。

8.2.3 计量技术档案可供公司各部门查阅，但不得外借。特殊情况下需要外借时，应按公司技术资料管理规定办理借用手续。附件

附件一 《计量器具/检测仪器现场检查表》 附件二 《计量器具/检测仪器周期检定通知单》 附件三 《计量器具/检测仪器停用通知单》 附件四 《计量技术档案检查表》