商品检验论文范文

商品检验论文范文第1篇

（一）玩具抽查玩具产品52批次，均为出口产品，涉及检测项目有：我国国家标准检测项目、欧盟标准检测项目、美国标准检测项目、电玩具标准、邻苯二甲酸酯含量、镉含量、偶氮染料、游离水解甲醛，共检出不合格批次11批次，不合格率为21.2%。其中：机电轻纺处抽查塑胶玩具来自4家生产企业共4批，抽查玩具原料（油漆）来自6家生产企业共26批，检测结果均合格。市场处共对22个批次的市场采购出口玩具实施抽样，其中检出11个批次不合格，批次不合格率为50%。；涉及31项检测项目中不合格的有11项，项目不合格率为35.48%。从抽样检测的结果来看，玩具生产企业出口产品质量较稳定，全年未检出不合格。但市场采购出口玩具产品质量状况堪忧，不合格率高达50%，主要不合格项目为玩具物理和机械性能、标识和警告说明等方面。如年龄警告图标缺失、包装袋厚度不符、小零件、绳索安全性问题等，主要原因是部分市场采购玩具的生产企业并未按照进口国标准进行生产和质量控制，或者采购商不熟悉进口国标准直接购买国内玩具出口导致不合格检出。

（二）食品进出口食品抽样43个，其中出口产品11批，进口产品32批，检测项目包括各进出口食品标准要求的微生物、重金属、塑化剂、食品添加剂、农残、理化指标等项目，共检出不合格批次5批，不合格率为11.6%。其中：完成进口食品抽样监控32批，覆盖酒类、橄榄油、咖啡豆等食品，检测项目184项，检出不合格批次5批；完成出口食品抽样监控11批，覆盖大米蛋白及其原料、火腿及其原料、红曲粉等产品，检测项目34项，检测结果均为合格。根据监控检测结果，出口食品品质较稳定，未检出不合格。进口食品不合格主要是酒类类型标注错误和检测出未标示的食品添加剂。分析其主要原因是进口商对食品标签把关不严格，未向境外出口商或生产企业详细核实产品配料，未将中文标签和原外文标签仔细核对造成的。

（三）仿真饰品抽查仿真饰品42批次，全部为出口产品，检测项目包括铅含量、镍释放量、偶氮、甲醛、五氯苯酚、燃烧性能、邻苯二甲酸酯等，共检出不合格批次4批，不合格率为9.5%。其中：抽查的仿真饰品来自于13家生产企业，共37批次。经检测共有2批不合格，不合格原因为镉含量超标，不合格率5.41%。不合格项目均为总镉含量超标。市场处共对市场采购出口的15批饰品及其配件实施抽样，完成检测项目23项。15个批次的市场采购出口饰品中共有1个批次检测不合格，批次不合格率为6.67%，；23项行政抽样检测中不合格的有1项，不合格原因为邻苯二甲酸酯含量过高，项目不合格率为4.35%。根据抽样检测结果显示，义乌辖区出口仿真饰品整体质量情况较好，有毒有害物质含量基本符合进口国标准或国家标准。检出不合格产品原因是少数生产企业用料较差、工艺落后，产品质量不过硬，特别是在原料质量把关和自检自控方面的不足，使用劣质原材料导致重金属、邻苯二甲酸酯等检测项目不合格，外贸公司和生产企业需予以关注。

（四）机电产品抽查机电产品34批，其中出口产品28批，进口产品6批，检测项目主要有标识/说明、防触电保护、泄漏电流、电气强度、耐潮湿、接地措施以及耐热和耐燃等，共检出不合格19批次，不合格检出率为55.9%。其中：抽查出口机电产品来自于辖区内7家生产企业，共抽检8批次节能灯产品，不合格批次为0。抽取进口产品来自于义乌市场商位，产品名称为剃须刀、脱毛器和电动毛发推剪，共6批。检测项目主要有防触电保护、泄漏电流、电气强度、耐潮湿、接地措施以及耐热和耐燃等项目，不合格批次为0。市场处抽样检测机电产品主要是小机电，本年度共对市场采购出口的20批小家电实施抽样，检测项目为小家电型式试验。主要抽样产品为应急灯/LED灯、直发器、电熨斗、电风扇等。其中不合格数量为19批次，批次不合格率为95%。从抽查结果看，生产企业产品质量稳定，未检出不合格。市场采购出口小家电产品质量状况不理想，不合格率高达95%。不合格原因根据类型主要分为以下几类：一是标识/说明类不合格，主要表现在缺少铭牌、无额定电压、额定功率、产品型号、警示符号、电源线资料、说明书等必要信息；二是安全保护类不合格，主要表现在防护等级不达标、温升试验不合格、缺少应急保护开关、缺少保护电路、电源线横截面积小于标准值；三是加工制造不合格，主要表现在防护部件与工作部件可拆卸、螺钉螺纹易损坏、手指能穿过保护罩触及运动部件、导线易脱落、连接头与螺帽连接不可靠等；四是部分关键元器件缺少有效认证证书等。

（五）动植物产品抽样动植物产品31批，全部为出口产品，检测项目包括甲醛释放量、重金属、黄曲霉毒素B1、玉米赤霉烯酮、赭曲霉毒素A、微生物、二氧化硫等，未检出不合格批次。其中：出境竹木草制品抽样检测的30个样品，检测的20项次甲醛和12项次油漆中重金属项目检测均合格，未发现超标样品，说明通过检验监管，出口产品的质量安全水平有所提高。共抽样监控出口饲料1批次，检测3个重点项目和4个一般项目，均未发现超标的情况。

（六）鞋类鞋类实施抽样20批，全部为市场采购出口产品，检测不合格13批，不合格率为65%。检测不合格产品中，人造革鞋8批，布鞋1批，塑料鞋4批。主要检测不合格项目为外底防滑性能、耐磨性能、帮底粘合强度、拖凉鞋帮带拔出力等不符合标准值。经仔细调查发现，不合格鞋类在生产过程中存在工艺控制不当、原辅料把关不严等现象，导致产品达不到出口标准要求。对外贸企业进行了出口鞋类产品技术法规的宣传和教育，要求企业验货员认真把关，控制出口鞋类质量，督促企业及时对验货过程中发现的不合格鞋类进行退货处理。

（七）与食品接触材料抽查与食品接触材料产品16批，均为出口产品，检测项目主要有重金属含量、蒸发残渣、脱色试验、高锰酸钾消耗量、邻苯二甲酸酯等，共检出不合格3批次，不合格检出率为18.8%。其中：抽查的食品接触材料产品来自于辖区内8家生产企业，共8批次，其中塑料吸管3批，塑料杯3批，奶瓶2批，根据产品材质及出口国家不同检测了重金属含量、蒸发残渣、脱色试验等项目，检测结果均合格。市场处共对市场采购出口的8批含2种以上材质制成的与食品接触制品实施抽样，完成检测项目15项。检测不合格3批，批次不合格率为37.5%。由于市场采购出口的与食品接触机电产品基本没有，故未能按计划进行抽样。根据抽样检测结果分析，义乌生产企业抽样的与食品接触材料产品质量稳定，抽样检测均为合格。市场采购出口与食品接触材料产品不合格率为37.5%，不合格原因主要是金属材质重金属铅、铬、镍含量超标、脱色试验结果阳性等。这一方面与部分市场采购出口商和生产企业质量管理松懈有关，另一方面也是由于欧盟等国家地区对重金属迁移量限量要求较高的原因。

二、检验检疫中存在的问题和不足

（一）监控抽样的实施与计划差别较大根据统计，实际完成的监控抽样种类和数量与监控计划存在较大出入，其原因一是因为法检目录调整后，部分调整出目录产品从8月份后便暂停抽样；二是进出口实际与计划差别较大。如市场处计划对食品接触类机电产品进行抽样，但因全年无此类产品出口而不能开展。

（二）部分产品监控项目设置不合理，不合格检出率较低质量安全监控项目以日常普通项目为主，此类项目一般为产品出口必检项目或重要项目，因此企业在这些类别上的质量控制较好，使得不合格检出率较低。而对进口国较为关注或通报量较大的项目涉及不足，使得监控数据不能准确反映产品质量状况，部分收到多次国外通报产品全年未检出不合格。

（三）监控计划设置不合理质量安全监控计划按照检测项目进行分类，而未对抽样批次进行计划，而检测结果和报告均按照产品批次出具，这导致统计过程中无法将完成情况与计划一一对应，不利于对质量安全监控工作的监督管理。

（四）监控抽样规范性有待加强虽然现在对安全监控工作较为重视，基本按要求完成相关工作任务，但也存在部分抽样单证不齐全，抽样结果和数据统计不规范，阳性样品后续处理拖沓等问题。

三、进一步做好商品检验检疫的建议

商品检验论文范文第2篇

Abstract: Based on the research method of game theory,a basic model for quality coordination of supply chain and another model for infinitely repeated games was established. In these models, we analyzed the effect of various parameters on the strategy choices between the supplier and the manufacturers. Further more, many ways including how the manufacturer and customer should play their monitoring roles during the supply chain can encourage the supplier to provide the products with the high-quality level effectively.

关键词:博弈论;供应链;质量协调

Key words: game theory;supply chain;quality coordination

中图分类号:O225 文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)31-0023-02

0引言

本文在以前学者研究的基础上,基于博弈论的研究方法,试图通过供应链质量协调模型的研究,分析各参数对供应商产品质量水平的影响,以及制造商如何在供应链中发挥自身的监测作用,以保证供应商提供高质量水平的产品。

1问题描述

本文研究了由供应商S、制造商M、和顾客C所组成的供应链的质量协调问题。如图1中实线代表产品流、虚线代表质量控制流。

2参数说明

本文主要涉及的符号含义如表1。

另外,为方便讨论,本文假设Δp=p2-p1(显然p2>p1,),ΔT=T1-T2(显然,T1>T2),ΔT又为供应商S生产低质量产品所获得的私利。m为制造商的单位检验成本,当制造商选择不检验时,不发生。c为当制造商检验时,发现低质量产品的维修成本,全部由供应商支付。r为当制造商没有检验时,顾客所提出的单位补偿成本,其惩罚措施为供应商承担αr,制造商承担(1-α)r。由于没有经验时,单位补偿成本是由制造商和供应商共同承担的,因此本文假设Δw+c>αr。

3有限次供应链质量协调的模型

当供应商S选择生产高质量的产品,则其所获得批发价格为w,生产成本为T1。如果制造商M选择检验,则供应商S由于高质量产品的次品率p1,将得到p1(Δw+c)的惩罚,供应商S的期望收益为w-T1-p1(Δw+c);而制造商M的期望收益为ρ-w-m+p1Δw。如果制造商M选择信任,也就是不检验,则供应商S的期望收益为w-T1-p1αr,制造商M的期望收益为ρ-w-p1(1-α)r。当供应商S选择生产低质量的产品,则其生产成本为T2。如果制造商M选择检验,则供应商S由于低质量产品的次品率p2,将得到p2(Δw+c),因此供应商S的期望收益为w-T2-p2(Δw+c);而制造商M的期望收益为ρ-w-m+p2Δw。如果制造商M选择信任,也就是不检验,则供应商S的期望收益为w-T2-p2αr,制造商M的期望收益为ρ-w-p2(1-α)r。从上述的战略式表述中,可得出以下几点:

性质1①当Δw+c且mΔw+c且mp2[Δw+(1-α)r],唯一的纳什均衡为(低质量,检验);③当αr且mp[Δw+(1-α)r],唯一的纳什均衡为(高质量,信任);④当>αr且m>p[Δw+(1-α)r],唯一的纳什均衡为(低质量,信任)。通过以上四种情况下的性质,可得出以下推论:

推论1:越小,即供应商S在生产高质量和低质量产品的次品率不变的情况下,质量成本相差的越小;或生产高质量和低质量产品的成本不变的情况下,两者的次品率差值越来越大;或质量成本的变动幅度小于次品率差值的变动幅度;此时,供应商S更偏向于生产高质量的产品。反之,越大,供应商S更易偏向于生产低质量的产品。

推论2:单位检验成本m越小,制造商M更易选择检验战略;反之,单位检验成本m越大,制造商M更易选择信任战略。这与事实也十分贴切。以上两个均是从供应商S和制造商M自身的参数出发来讨论战略选择的可能性,从而可以看出供应链所涉及行业对质量协调的影响,如一些大型制造型企业,其检验成本很高,从而制造商就更容易选择信任的战略;一些虚拟的企业,其检验成本较低,从而制造商就更容易选择检验的战略。

⑤当αr

π(x,y)=xyw-T-p(Δw+c)+x(1-y)(w-T-pαr)+

(1-x)yw-T-p(Δw+c)+(1-x)(1-y)(w-T-pαr)

令=0y=

制造商M的期望收益为:πy(x,y)=xy(ρ-w-m+pΔw)+x(1-y)ρ-w-p(1-α)r+(1-x)y(ρ-w-m+p2Δw)+(1-x)(1-y)[ρ-w-p2(1-α)r]

令=0x=

推论3:影响供应商S选择质量水平概率的参数主要有:m、Δw。m越大时,x越小。说明供应商在知道制造商因检验成本太大而降低进行检验的可能性,所以其也选择生产低质量水平的产品。因此,制造商应该控制检验成本,从而进一步稳定供应商的质量水平。Δw越大时,x越大。说明制造商通过加大低质量产品的惩罚力度,可以有效的控制供应商的质量水平。

推论4: 影响制造商M选择检验或是信任战略概率的参数主要有:、Δw、c。越大时,y越大。由推论1可以看出,越大,供应商S更易偏向于生产低质量的产品,因此,制造商为防止该可能性发生,会加大检验的可能性。Δw越大时,y越小。因为制造商通过价格惩罚的手段控制了供应商的质量水平,提高了供应商生产高质量产品的可能性,可以选择信任的战略。c越小时,y越大。因为制造商可以预测低水平的维修成本并不会引起供应商的注意,甚至生产低质量的半成品的收益远远大于低水平的维修成本,因此制造商需要增大检验的可能性,从而保证半成品的质量水平。

推论5:顾客对制造商M的惩罚越大,即顾客所提出的单位补偿成本r越大,则供应商S提供高质量水平的产品的可能性越大。因此,为了保证供应商的质量水平,可以通过加大顾客对制造商M的惩罚力度。

4无限次供应链质量协调的模型

当制造商M选择检验时,如果供应商S选择生产高质量的产品,则供应商S的期望收益为:w-T-p(Δw+c)+δw-T-p(Δw+c)+δ2w-T-p(Δw+c)+…=。如果供应商S选择生产低质量的产品,则供应商S的期望收益为:w-T2-p2(Δw+c)+πδ+πδ2+…=w-T2-p2(Δw+c)+。当制造商M选择信任时,如果供应商S选择生产高质量的产品,则供应商S的期望收益为:w-T-pαr+δw-T-pαr+δ2w-T-pαr+…=。如果供应商S选择生产低质量的产品,制造商M虽然没有选择检验,但是通过顾客的反应程度和惩罚反馈信息,可以了解供应商S的质量水平,从而对供应商S实行额外惩罚,则供应商S的期望收益为:w-T2-p2αr+δπ+δ2π+…=w-T2-p2αr+。因此,供应商S的总期望收益为:

π(x,y)=xy+(1-x)yw-T-p(Δw+c)++x(1-y)+(1-x)(1-y)w-T-pαr+

令=0y=-

推论6:在无限次的供应链质量协调模型中,制造商M实施的额外惩罚越严厉,即π越小,则制造商M的选择检验战略的可能性越小。特例,当π=0时,供应商S遭淘汰,制造商M选择与其他供应商合作。

5结论

本文基于博弈论研究了供应链质量协调的一般模型和无限次重复博弈模型,分析了各参数对供应商S和制造商M战略选择的影响,研究表明:①制造商M一方面可以通过对自身检验水平的提升,从而控制检验成本;另一方面,可以通过加大对供应商S的惩罚力度,来增加供应商S提高高质量水平产品的可能性。②从顾客C的角度出发,顾客C需要增加自我的维权意识,通过对制造商M的质量惩罚,进一步传递给供应商S,有效地控制供应商S的质量水平。③在整个供应链中,需要引入或加强供应商竞争机制。首先,通过公平公正的竞争体系选择合作的供应商;其次,建立完善的评价体系,对供应商提供的质量水平进行综合评价;最后,建立淘汰机制,优化供应商的合作体系。

参考文献:

商品检验论文范文第3篇

关键词：商品房成交量;就业;关联性;VAR模型

一、商品房成交量与失业关联性的理论思考

根据阿瑟・庇古的相关理论，实际货币余额（M/P）是衡量家庭财富的重要指标，物价水平下降，实际货币余额增加，消费者则感到富有并增加支出（消费）。商品房成交量与失业率相联系的地方正是实际货币余额。房价上涨，家庭财富减少，商品房成交量将会减少，从而导致社会总消费减少。社会总消费减少会导致房地产行业生产缩减，就业人数降低，失业率上升。同时，托宾Q理论指出：公众投资取决于公司的市场价值和资产重置成本的比率。当经济放缓时，商品房价格下降，公众对预期经济持悲观态度，认为资产市值会下降，而对商品房持观望态度，商品房交易量减少，企业的外部资金成本上升。外部资金成本上升会进一步导致投资减少，就业下降。

本文以实证的研究方法，对商品房成交量和就业之间的内在关系进行检验，以分析商品房成交量和就业之间存在的复杂关联性。

二、商品房成交量与就业关联性的检验研究

1.数据来源

本文采用重庆统计局编制的重庆商品房销售额（SCB）、城镇人口登记失业率（UE）作为研究就业情况的指标，数据取自重庆市统计年鉴。样本容量为1998年-2012年，样本容量为15个。

2.实证分析过程

（1）数据的平稳性检验

非平稳的的时间序列数据容易出现伪回归。因此有必要首先对变量进行单位根检验。平稳性检验检验结果如下页表1所示。

ADF检验结果显示，商品房销售额（SCB）和失业率（UE）都是非平稳序列，但二者的二阶差分都是平稳序列，数理假设为：LnSCB-I（2），lnUE-I（2）。

（2）协整--Johansen实证

经过检验，表2列出滞后阶数L从0到3的各检验值。在5%的显著区间水平下，最佳滞后阶数为1。

表2

（3）非约束协整关系检验

要论证指标存在长期的均衡关系，需要进行协整检验。指标的单位根检验符合协整检验的要求;通过VAR模型，对变量进行协整检验。根据模型的理论选择，对应的协整检验假设有截距项，但没有趋势项。具体检验结果见表3。

表3

在5%的临界水平下，轨迹统计量大于5%临界值，应该接受存在一阶协整关系，拒绝r=0的原假设;对最多存在一阶协整关系的原假设，轨迹统计量小于5%临界值，所以不能拒绝原假设，即存在一阶协整关系。结论是：在5%显著水平上，二者协整关系是长期的。假设协整方程形式为：

lnUEt-1=-0.0096lnSCBt-1+Ct

（4）误差修正机制

对误差修正机制进行估计，采用极大似然估计法，选取最佳滞后阶数为L=1，假设含截距项和不含时间项的线性趋势。表4显示的是在5%置信区间水平下误差修正机制的参数估计结果，排除不显著的结果。

从表4中可以得到失业率的VECM的具体形式是：

Δlnuet=-0.2033[lnuet-1+0.0096lnscbt-1-2.9435]+0.7732Δlnuet-1

（0.0805） （0.2541）

对残差的稳定性检验，所有的根均满足条件，因此误差修正机制模型的稳定成立。LM自相关检验显示，LM1=4.4012，概率为0.3544;LM2=3.0067，概率为0.5667，不存在自相关。怀特异方差（无交叉项）检验显示的值X2=23.1781，概率为0.1838，故不存在异方差。误差修正机制模型效果稳定。

三、结论

通过对重庆商品房交易量与就业之间的关联性实证分析，得出以下结论。

1.从长期来看，重庆商品房交易量和就业之间存在均衡关系;商品房交易量变动在短期内会对就业产生正向作用，即商品房成交量的上涨在短期内会提高就业。

2.就业对商品房交易量在短期内呈现正向弹性，政府应加大宏观调控，促进商品房交易量的稳步提升，在保证财政收入的同时，完善住房保障体系，加快保障性住房的建设，有利于强化社会成员的安全感和归属感。

参考文献：

[1]李子奈，潘文卿.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2005.

[2]陈章喜，黄准.城市房价与失业率的关联性研究[M].南方人口，2010.

[3]华民.房价上涨是经济增长的助推器吗？[J].学习月刊，2004.

商品检验论文范文第4篇

论文关键词 假冒注册商标 商品 鉴定结论

一、假冒注册商标的概念

对什么是假冒注册商标，司法机关已有明确界定。最高人民法院、最高人民检察院《关于办理侵犯知识产权刑事案件具体应用法律若干问题的解释》（法释[2004]19号）第一条规定“未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标，具有下列情形之一的，属于《刑法》第二百一十三条规定的“情节严重”，应当以假冒注册商标罪判处三年以下有期徒刑或者拘役，并处或者单处罚金”。最高人民检察院、公安部《关于公安机关管辖的刑事案件立案追诉标准的规定（二）》第六十九条规定“[假冒注册商标案（刑法第二百一十三条）]未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标，涉嫌下列情形之一的，应予立案追诉”。根据以上规定，假冒注册商标的概念即为：未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标。

为了有助于理解假冒注册商标的概念，这里我们还要注意分清假冒注册商标行为与侵犯注册商标专用权行为之间的区别：

一是从外延上看，假冒注册商标行为属于侵犯注册商标专用权行为的一种；二是从使用商标上看，前者使用的商标与注册商标相同，后者使用的商标与注册商标相同或近似；三是从商品上看，前者使用的商品与注册商标核定使用的商品相同，后者使用的商品与注册商标核定的商品相同或类似；四是从责任上看，前者应当承担刑事责任，后者不一定承担刑事责任；五是前者属于《反不正当竞争法》调整的不正当竞争行为，在法律适用上转至《商标法》，后者不是。

二、商标权利人鉴定的法律和规范性文件依据

目前为止地方性法规的规定：《广东省查处生产销售假冒伪劣商品违法行为条例》第十五条“涉嫌假冒他人商标或者厂名厂址的，可由被侵权企业进行鉴别，被侵权企业应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告，行政执法部门应当自收到鉴别报告之日起七日内作出鉴定结论。”《内蒙古自治区查处生产和销售假冒伪劣商品行为的规定》第十四条“对假冒商标、包装、装潢或者假冒商品厂名、厂址的商品，由该商标注册厂家或者商品生产厂家鉴别，由其出具书面鉴定意见，并承担相应的法律责任。对认为是伪劣商品的，交由法定产品质量检验机构进行鉴定，并出具证明。对假冒国外驰名商标的商品，由出入境检验检疫部门或者该驰名商标生产厂家或者在中国的机构鉴定并出具证明。”《武汉市禁止生产和销售假冒伪劣商品条例》第二十六条“涉嫌假冒伪劣商品的检测，由法定质量监督检验机构或者质量技术监督部门委托的质量检验机构进行检测；需被侵权单位鉴别的，由监督管理部门委托其进行鉴别。”《江苏省惩治生产销售假冒伪劣商品行为条例》第十三条“涉嫌假冒伪劣的商品需要检验的，行政执法部门应当抽样取证，由法定的检验机构在规定的期限内出具书面检验报告；涉嫌冒用他人商品标识的，也可以由被侵权人进行鉴别，被侵权人应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告。行政执法部门应当自收到检验报告或者鉴别报告之日起七日内作出处理；不属于假冒伪劣的商品的，应当在三日内将样品返还经营者。”

商标局酌行政解释：关于鉴定使用注册商标的商品真伪问题的批复（商标案[1997]458号）“使用注册商标的商品真伪，应由该注册商标的合法使用人或者法定检验机构鉴定。在双方鉴定结论不一致的情况下，如果注册商标合法使用人能提供有效证据证明其结论是真实合法的，则应以注册商标合法使用人的鉴定结论为准。”《关于假冒注册商标商品及标识鉴定有关问题的批复》（商标案字[2005]第172号）“在查处商标违法行为过程中，工商行政管理机关可以委托商标注册人对涉嫌假冒注册商标商品及商标标识进行鉴定，出具书面鉴定意见，并承担相应的法律责任。被鉴定者无相反证据推翻该鉴定结论的，工商行政管理机关将该鉴定结论作为证据予以采纳。”

三、假冒注册商标行为的分类

第一类：完全假冒。对同时假冒他人注册商标、厂名厂址等的商品，称为完全假冒。此情况下普通消费者难以区分，生产商对相关产品生产工艺、外观及材质特征掌握最直接、全面和准确，因此其对产品真伪的鉴别具有权威性和可信度，工商机关需要生产厂家（商标注册人）出具鉴定结论，证明所查处的商品是不是属于正品。值得一说的是，如果厂家对串货商品出具假冒鉴定的结论时，是应该要求商标的注册人提供区别真假依据的。茌具体案件中，许多公司的鉴定证明过于简单往往只有一句话，即“查获的商品非我公司产品，为假冒产品”。证明中没有从产品外包装物等方面作出比较分析。当然，工商机关应对商标注册人区别真假涉及的商业秘密予以保密。

另外为降低败诉风险我们要履行要求其在指定的合理期间内提供包括进货的票证、书面证明在内的证据这一程序，以证据来推翻商标注册人的鉴定结论。当事人在期限内不能提供充分有效的相反证据，则采信商标注册人的鉴定结论，认定涉案商品为假冒商品。

第二类：不完全假冒。如果商品有自己的厂名和厂址甚至有自己的包装、仅仅只是在同种商品上使用相同商标，这样构成侵权的称为不完全假冒。在这种情况下，被查处的商品有自己的厂名和厂址，是否构成商标侵权的关键，在于其商标使用行为是否经过商标注册人许可或授权。因此，商标注册人出具的意见在这里主要就是为了证明当事人的商标使用是否经过其许可或授权。

四、商标权人鉴定结论的证据性质

证据的性质很大程度上决定了其证明力的强弱。商标权人鉴定结论属于何种性质的证据，在理论上存在三种可能：一是属于鉴定结论性质；二是属于书证性质；三是属于证人证言性质。司法部门对此问题之间亦有分歧：广东省高院在上海华谊（集团）公司诉李建新商栎侵权纠纷案将其认定为“证人证言”；福建省高院关于省工商行政执法与行政诉讼若于问题研讨会纪要“工商行政管理机关向人民法院提供其在行政程序中所采用的鉴定结论，应符合最高人民法院《关于行政诉讼证据若干问题的规定》第十四条的要求。不具有鉴定资格的人员以及部门作出的鉴定结论，人民法院将不予采纳。对于这项规定我们需要注意的是：第一，在某些案件中，虽然工商行政管理机关未提供鉴定结论，但其提供的物证、书证、证人证言和现场笔录等证据足以证明相对人制造和销售假冒商品事实的，人民法院应予认定。第二，在没有专门鉴定部门或专门鉴定部门无法鉴定的情况下，在行政诉讼中产品生产企业出具的证明属于利害关系人提供的书证，而不属于鉴定结论、而应该认定为书证。

笔者认为是一种单位证明材料，按现有证据分类无法归类，但可以补强后转化为证人证言：既加盖单位公章又附有自然人签名，单位公章可视为对证人身份的认可和证实。同时建议用证明或鉴别的形式说明，避免鉴定报告材料的形式，如当事人对侵权物品的辨认意见等。

需要注意的是企业的是鉴定（鉴别）而不是认定，工商局的是认定而不是鉴定，工商机关对涉案标志是否与他人注册商标相同或近似、涉案行为是否构成商标侵权，有权作出自己的判断和认定，无须报请商标主管机关来认定，更不应完全依赖商标注册人的意见。商标注册人的意见，只是证据的一种。鉴定（鉴别）是对物的来源的证明；认定是是否侵权的证明。

五、商标权利人能否授权他人鉴定商品

根据商标局《关于商标权利人授权他人鉴定注册商标真伪问题的批复》（商标综字（2008]第46号）“商标注册人依法委托他人向工商行政管理部门投诉商标侵权案件，并且明确授权被授权人可对注册商标是商品真伪进行鉴定的，商标注册人和被授权人须对被授权人的书面鉴定意见承担相应的法律责任。被鉴定者对该鉴定意见没有异议或虽有异议但无正当理由不提供其商品系真品的证据或者取得该证据的线索的，工商行政管理部门可将该鉴定结论作为证据予以采信”，商标权利人授权他人鉴定假冒注册商标商品具有法律效力。

六、假冒伪劣烟草制品的鉴定

商品检验论文范文第5篇

论文关键词 假冒注册商标 商品 鉴定结论

一、假冒注册商标的概念

对什么是假冒注册商标，司法机关已有明确界定。最高人民法院、最高人民检察院《关于办理侵犯知识产权刑事案件具体应用法律若干问题的解释》（法释[2004]19号）第一条规定“未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标，具有下列情形之一的，属于《刑法》第二百一十三条规定的“情节严重”，应当以假冒注册商标罪判处三年以下有期徒刑或者拘役，并处或者单处罚金”。最高人民检察院、公安部《关于公安机关管辖的刑事案件立案追诉标准的规定（二）》第六十九条规定“[假冒注册商标案（刑法第二百一十三条）]未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标，涉嫌下列情形之一的，应予立案追诉”。根据以上规定，假冒注册商标的概念即为：未经注册商标所有人许可，在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标。

为了有助于理解假冒注册商标的概念，这里我们还要注意分清假冒注册商标行为与侵犯注册商标专用权行为之间的区别：

一是从外延上看，假冒注册商标行为属于侵犯注册商标专用权行为的一种；二是从使用商标上看，前者使用的商标与注册商标相同，后者使用的商标与注册商标相同或近似；三是从商品上看，前者使用的商品与注册商标核定使用的商品相同，后者使用的商品与注册商标核定的商品相同或类似；四是从责任上看，前者应当承担刑事责任，后者不一定承担刑事责任；五是前者属于《反不正当竞争法》调整的不正当竞争行为，在法律适用上转至《商标法》，后者不是。

二、商标权利人鉴定的法律和规范性文件依据

目前为止地方性法规的规定：《广东省查处生产销售假冒伪劣商品违法行为条例》第十五条“涉嫌假冒他人商标或者厂名厂址的，可由被侵权企业进行鉴别，被侵权企业应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告，行政执法部门应当自收到鉴别报告之日起七日内作出鉴定结论。”《内蒙古自治区查处生产和销售假冒伪劣商品行为的规定》第十四条“对假冒商标、包装、装潢或者假冒商品厂名、厂址的商品，由该商标注册厂家或者商品生产厂家鉴别，由其出具书面鉴定意见，并承担相应的法律责任。对认为是伪劣商品的，交由法定产品质量检验机构进行鉴定，并出具证明。对假冒国外驰名商标的商品，由出入境检验检疫部门或者该驰名商标生产厂家或者在中国的机构鉴定并出具证明。”《武汉市禁止生产和销售假冒伪劣商品条例》第二十六条“涉嫌假冒伪劣商品的检测，由法定质量监督检验机构或者质量技术监督部门委托的质量检验机构进行检测；需被侵权单位鉴别的，由监督管理部门委托其进行鉴别。”《江苏省惩治生产销售假冒伪劣商品行为条例》第十三条“涉嫌假冒伪劣的商品需要检验的，行政执法部门应当抽样取证，由法定的检验机构在规定的期限内出具书面检验报告；涉嫌冒用他人商品标识的，也可以由被侵权人进行鉴别，被侵权人应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告。行政执法部门应当自收到检验报告或者鉴别报告之日起七日内作出处理；不属于假冒伪劣的商品的，应当在三日内将样品返还经营者。”

商标局酌行政解释：关于鉴定使用注册商标的商品真伪问题的批复（商标案[1997]458号）“使用注册商标的商品真伪，应由该注册商标的合法使用人或者法定检验机构鉴定。在双方鉴定结论不一致的情况下，如果注册商标合法使用人能提供有效证据证明其结论是真实合法的，则应以注册商标合法使用人的鉴定结论为准。”《关于假冒注册商标商品及标识鉴定有关问题的批复》（商标案字[2005]第172号）“在查处商标违法行为过程中，工商行政管理机关可以委托商标注册人对涉嫌假冒注册商标商品及商标标识进行鉴定，出具书面鉴定意见，并承担相应的法律责任。被鉴定者无相反证据推翻该鉴定结论的，工商行政管理机关将该鉴定结论作为证据予以采纳。”

三、假冒注册商标行为的分类

第一类：完全假冒。对同时假冒他人注册商标、厂名厂址等的商品，称为完全假冒。此情况下普通消费者难以区分，生产商对相关产品生产工艺、外观及材质特征掌握最直接、全面和准确，因此其对产品真伪的鉴别具有权威性和可信度，工商机关需要生产厂家（商标注册人）出具鉴定结论，证明所查处的商品是不是属于正品。值得一说的是，如果厂家对串货商品出具假冒鉴定的结论时，是应该要求商标的注册人提供区别真假依据的。茌具体案件中，许多公司的鉴定证明过于简单往往只有一句话，即“查获的商品非我公司产品，为假冒产品”。证明中没有从产品外包装物等方面作出比较分析。当然，工商机关应对商标注册人区别真假涉及的商业秘密予以保密。

另外为降低败诉风险我们要履行要求其在指定的合理期间内提供包括进货的票证、书面证明在内的证据这一程序，以证据来推翻商标注册人的鉴定结论。当事人在期限内不能提供充分有效的相反证据，则采信商标注册人的鉴定结论，认定涉案商品为假冒商品。

第二类：不完全假冒。如果商品有自己的厂名和厂址甚至有自己的包装、仅仅只是在同种商品上使用相同商标，这样构成侵权的称为不完全假冒。在这种情况下，被查处的商品有自己的厂名和厂址，是否构成商标侵权的关键，在于其商标使用行为是否经过商标注册人许可或授权。因此，商标注册人出具的意见在这里主要就是为了证明当事人的商标使用是否经过其许可或授权。

四、商标权人鉴定结论的证据性质

证据的性质很大程度上决定了其证明力的强弱。商标权人鉴定结论属于何种性质的证据，在理论上存在三种可能：一是属于鉴定结论性质；二是属于书证性质；三是属于证人证言性质。司法部门对此问题之间亦有分歧：广东省高院在上海华谊（集团）公司诉李建新商栎侵权纠纷案将其认定为“证人证言”；福建省高院关于省工商行政执法与行政诉讼若于问题研讨会纪要“工商行政管理机关向人民法院提供其在行政程序中所采用的鉴定结论，应符合最高人民法院《关于行政诉讼证据若干问题的规定》第十四条的要求。不具有鉴定资格的人员以及部门作出的鉴定结论，人民法院将不予采纳。对于这项规定我们需要注意的是：第一，在某些案件中，虽然工商行政管理机关未提供鉴定结论，但其提供的物证、书证、证人证言和现场笔录等证据足以证明相对人制造和销售假冒商品事实的，人民法院应予认定。第二，在没有专门鉴定部门或专门鉴定部门无法鉴定的情况下，在行政诉讼中产品生产企业出具的证明属于利害关系人提供的书证，而不属于鉴定结论、而应该认定为书证。

笔者认为是一种单位证明材料，按现有证据分类无法归类，但可以补强后转化为证人证言：既加盖单位公章又附有自然人签名，单位公章可视为对证人身份的认可和证实。同时建议用证明或鉴别的形式说明，避免鉴定报告材料的形式，如当事人对侵权物品的辨认意见等。

需要注意的是企业的是鉴定（鉴别）而不是认定，工商局的是认定而不是鉴定，工商机关对涉案标志是否与他人注册商标相同或近似、涉案行为是否构成商标侵权，有权作出自己的判断和认定，无须报请商标主管机关来认定，更不应完全依赖商标注册人的意见。商标注册人的意见，只是证据的一种。鉴定（鉴别）是对物的来源的证明；认定是是否侵权的证明。

五、商标权利人能否授权他人鉴定商品

根据商标局《关于商标权利人授权他人鉴定注册商标真伪问题的批复》（商标综字（2008]第46号）“商标注册人依法委托他人向工商行政管理部门投诉商标侵权案件，并且明确授权被授权人可对注册商标是商品真伪进行鉴定的，商标注册人和被授权人须对被授权人的书面鉴定意见承担相应的法律责任。被鉴定者对该鉴定意见没有异议或虽有异议但无正当理由不提供其商品系真品的证据或者取得该证据的线索的，工商行政管理部门可将该鉴定结论作为证据予以采信”，商标权利人授权他人鉴定假冒注册商标商品具有法律效力。

六、假冒伪劣烟草制品的鉴定

商品检验论文范文第6篇

论文关键词 假冒注册商标 商品 鉴定结论

一、假冒注册商标的概念

对什么是假冒注册商标,司法机关已有明确界定。最高人民法院、最高人民检察院《关于办理侵犯知识产权刑事案件具体应用法律若干问题的解释》(法释[2004]19号)第一条规定“未经注册商标所有人许可,在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标,具有下列情形之一的,属于《刑法》第二百一十三条规定的“情节严重”,应当以假冒注册商标罪判处三年以下有期徒刑或者拘役,并处或者单处罚金”。最高人民检察院、公安部《关于公安机关管辖的刑事案件立案追诉标准的规定(二)》第六十九条规定“[假冒注册商标案(刑法第二百一十三条)]未经注册商标所有人许可,在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标,涉嫌下列情形之一的,应予立案追诉”。根据以上规定,假冒注册商标的概念即为:未经注册商标所有人许可,在同一种商品上使用与其注册商标相同的商标。

为了有助于理解假冒注册商标的概念,这里我们还要注意分清假冒注册商标行为与侵犯注册商标专用权行为之间的区别:

一是从外延上看,假冒注册商标行为属于侵犯注册商标专用权行为的一种;二是从使用商标上看,前者使用的商标与注册商标相同,后者使用的商标与注册商标相同或近似;三是从商品上看,前者使用的商品与注册商标核定使用的商品相同,后者使用的商品与注册商标核定的商品相同或类似;四是从责任上看,前者应当承担刑事责任,后者不一定承担刑事责任;五是前者属于《反不正当竞争法》调整的不正当竞争行为,在法律适用上转至《商标法》,后者不是。

二、商标权利人鉴定的法律和规范性文件依据

目前为止地方性法规的规定:《广东省查处生产销售假冒伪劣商品违法行为条例》第十五条“涉嫌假冒他人商标或者厂名厂址的,可由被侵权企业进行鉴别,被侵权企业应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告,行政执法部门应当自收到鉴别报告之日起七日内作出鉴定结论。”《内蒙古自治区查处生产和销售假冒伪劣商品行为的规定》第十四条“对假冒商标、包装、装潢或者假冒商品厂名、厂址的商品,由该商标注册厂家或者商品生产厂家鉴别,由其出具书面鉴定意见,并承担相应的法律责任。对认为是伪劣商品的,交由法定产品质量检验机构进行鉴定,并出具证明。对假冒国外驰名商标的商品,由出入境检验检疫部门或者该驰名商标生产厂家或者在中国的机构鉴定并出具证明。”《武汉市禁止生产和销售假冒伪劣商品条例》第二十六条“涉嫌假冒伪劣商品的检测,由法定质量监督检验机构或者质量技术监督部门委托的质量检验机构进行检测;需被侵权单位鉴别的,由监督管理部门委托其进行鉴别。”《江苏省惩治生产销售假冒伪劣商品行为条例》第十三条“涉嫌假冒伪劣的商品需要检验的,行政执法部门应当抽样取证,由法定的检验机构在规定的期限内出具书面检验报告;涉嫌冒用他人商品标识的,也可以由被侵权人进行鉴别,被侵权人应当自收到送检样品之日起七日内如实出具鉴别报告。行政执法部门应当自收到检验报告或者鉴别报告之日起七日内作出处理;不属于假冒伪劣的商品的,应当在三日内将样品返还经营者。”

商标局酌行政解释:关于鉴定使用注册商标的商品真伪问题的批复(商标案[1997]458号)“使用注册商标的商品真伪,应由该注册商标的合法使用人或者法定检验机构鉴定。在双方鉴定结论不一致的情况下,如果注册商标合法使用人能提供有效证据证明其结论是真实合法的,则应以注册商标合法使用人的鉴定结论为准。”《关于假冒注册商标商品及标识鉴定有关问题的批复》(商标案字[2005]第172号)“在查处商标违法行为过程中,工商行政管理机关可以委托商标注册人对涉嫌假冒注册商标商品及商标标识进行鉴定,出具书面鉴定意见,并承担相应的法律责任。被鉴定者无相反证据****该鉴定结论的,工商行政管理机关将该鉴定结论作为证据予以采纳。”

三、假冒注册商标行为的分类

第一类:完全假冒。对同时假冒他人注册商标、厂名厂址等的商品,称为完全假冒。此情况下普通消费者难以区分,生产商对相关产品生产工艺、外观及材质特征掌握最直接、全面和准确,因此其对产品真伪的鉴别具有权威性和可信度,工商机关需要生产厂家(商标注册人)出具鉴定结论,证明所查处的商品是不是属于正品。值得一说的是,如果厂家对串货商品出具假冒鉴定的结论时,是应该要求商标的注册人提供区别真假依据的。茌具体案件中,许多公司 的鉴定证明过于简单往往只有一句话,即“查获的商品非我公司产品,为假冒产品”。证明中没有从产品外包装物等方面作出比较分析。当然,工商机关应对商标注册人区别真假涉及的商业秘密予以保密。

另外为降低败诉风险我们要履行要求其在指定的合理期间内提供包括进货的票证、书面证明在内的证据这一程序,以证据来****商标注册人的鉴定结论。当事人在期限内不能提供充分有效的相反证据,则采信商标注册人的鉴定结论,认定涉案商品为假冒商品。

第二类:不完全假冒。如果商品有自己的厂名和厂址甚至有自己的包装、仅仅只是在同种商品上使用相同商标,这样构成侵权的称为不完全假冒。在这种情况下,被查处的商品有自己的厂名和厂址,是否构成商标侵权的关键,在于其商标使用行为是否经过商标注册人许可或授权。因此,商标注册人出具的意见在这里主要就是为了证明当事人的商标使用是否经过其许可或授权。

四、商标权人鉴定结论的证据性质

证据的性质很大程度上决定了其证明力的强弱。商标权人鉴定结论属于何种性质的证据,在理论上存在三种可能:一是属于鉴定结论性质;二是属于书证性质;三是属于证人证言性质。司法部门对此问题之间亦有分歧:广东省高院在上海华谊(集团)公司诉李建新商栎侵权纠纷案将其认定为“证人证言”;福建省高院关于省工商行政执法与行政诉讼若于问题研讨会纪要“工商行政管理机关向人民法院提供其在行政程序中所采用的鉴定结论,应符合最高人民法院《关于行政诉讼证据若干问题的规定》第十四条的要求。不具有鉴定资格的人员以及部门作出的鉴定结论,人民法院将不予采纳。对于这项规定我们需要注意的是:第一,在某些案件中,虽然工商行政管理机关未提供鉴定结论,但其提供的物证、书证、证人证言和现场笔录等证据足以证明相对人制造和销售假冒商品事实的,人民法院应予认定。第二,在没有专门鉴定部门或专门鉴定部门无法鉴定的情况下,在行政诉讼中产品生产企业出具的证明属于利害关系人提供的书证,而不属于鉴定结论、而应该认定为书证。

笔者认为是一种单位证明材料,按现有证据分类无法归类,但可以补强后转化为证人证言:既加盖单位公章又附有自然人签名,单位公章可视为对证人身份的认可和证实。同时建议用证明或鉴别的形式说明,避免鉴定报告材料的形式,如当事人对侵权物品的辨认意见等。

需要注意的是企业的是鉴定(鉴别)而不是认定,工商局的是认定而不是鉴定,工商机关对涉案标志是否与他人注册商标相同或近似、涉案行为是否构成商标侵权,有权作出自己的判断和认定,无须报请商标主管机关来认定,更不应完全依赖商标注册人的意见。商标注册人的意见,只是证据的一种。鉴定(鉴别)是对物的来源的证明;认定是是否侵权的证明。

五、商标权利人能否授权他人鉴定商品

根据商标局《关于商标权利人授权他人鉴定注册商标真伪问题的批复》(商标综字(2008]第46号)“商标注册人依法委托他人向工商行政管理部门投诉商标侵权案件,并且明确授权被授权人可对注册商标是商品真伪进行鉴定的,商标注册人和被授权人须对被授权人的书面鉴定意见承担相应的法律责任。被鉴定者对该鉴定意见没有异议或虽有异议但无正当理由不提供其商品系真品的证据或者取得该证据的线索的,工商行政管理部门可将该鉴定结论作为证据予以采信”,商标权利人授权他人鉴定假冒注册商标商品具有法律效力。

六、假冒伪劣烟草制品的鉴定

商品检验论文范文第7篇

关键词：食品；流通环节；抽样检验；安全

工商部门对流通环节的食品进行食品抽样检验，是其监管食品质量最重要的手段，尤其是在我国《食品安全法》实施之后，工商部门就已经许可县级工商局有食品检验的权限，我国各级政府也在食品安全上投入较大大经费保障，这也让工商部门抽检的数量呈现上升的态势。食品安全法还有配套的相关法律在抽样检验中有着很多规定，但真正将诸多规定落实的过程中，工商部门在尽心食品抽样检验的时候仍然有很多问题没有得到切实地解决，这也让食品质量没有更好地保障，所以相关部门还要在食品流通环节中对抽样检验工作予以重视，让食品质量达到规定标准。

1 流通环节食品抽样检验效力的范围

从流通环节的食品抽样检查效力范围上看，这本身就是和事后处置问题相关联的，而我国相关法律规范还有工商部门的规章中并没有在这一问题上有具体的规定。从流通环节的食品监督管理办法中的事后处置规定中可以知道，食品抽检报告主要的效力就是样品代表的这个批次中所有的食品，还明确指出，要是食品有任何抽检问题出现，应及时向被检验人通知抽检结果，并让起到停止不合格食品的销售，还要让其他经营者也停止销售同一批次的所有食品。从这能够看出，食品抽检结果的效力是代表了这一批次的所有食品，也才有了不能销售统一批次食品的结论，要是具体去看，这个观点的依据并不是很有说服力，对工商部门的履职问题也是很不利的。

第一，从食品质检部门的规定来看，食品抽样检验是有单独规范的，要是判断出一个批次的食品不合格，那么样本的数量不同，抽取样品数量也应该是不同的。但是工商部门对流通环节的食品进行抽检的时候，并不能对食品整个批次的情况有所了解，所以在进行食品抽检的时候，抽检的取样数量通常都会比厂商生产环节的抽样数量要低很多，这样的话，在对食品进行抽样检验的结构也不能对整个批次的食品质量负责，没有一定的说服力。第二，食品生产环节确实是食品质量的源头所在，但在食品的储存以及运输过程中也不能排除有不当的操作行为存在，这也就是在流通环节会有质量问题出现，就像油炸食品在夏季要是没有保管好，就会有氧化值超标的问题。这样一来，对食品流通环节中任何一个经营者问题上导致的食品质量问题，就判定这个批次的食品全部不合格是以偏概全的表现。第三，要是食品在抽检的时候有不达标的情况，是要追查到整个食品销售渠道所有经营者的，对辖区内销售这一批次食品人员进行处罚，这对于下级经销商来说，其处罚依据还是有所欠缺的。

2 复检的程序问题

《食品安全法实施条例》（以卜简称《条例》）第五章对复检作了规定。之前，工商部门对于复检工作的主要规定是《流通领域商品质量监测办法》（以卜简称《商品监测办法》），二者相比较，主要有以卜几个区别：一是申请人提出复检申请的对象不同。《商品监测办法》规定是向组织实施监测的工商机关提出，而《条例》规定是向承担复检工作的食品检验机构提出。二是复检机构的确定不同。《商品监测办法》规定复检工作原则上由原承检单位承担，而《条例》则规定复检机构与初检机构不得为同一机构，复检机构名录由国务院相关部门共同公布。三是复检申请期限不同。《商品监测办法》规定申请人应当自收到检测结果确认书之日起巧日内提出申请，而《条例》却没有规定期限。四是复检结论的效力不同。《条例》规定复检机构出具的复检结论为最终检验结论，而《商品监测办法》没有这方而规定。

尽管《条例》关于复检的规定对于保证复检的公平公正、保护相对人的合法权益具有一定的积极作用，但是，由于目前国务院相关部门一直没有明确复检机构名录，根据《条例》开展复检根木无从谈起。

3 抽检后的处置

3.1 根据抽检结果实施行政处罚。目前最大的问题在于：一是自由裁量幅度过大，经营额不足一万元的，罚款可以从二千到五万不等。二是在法律法规的适用方而，《食品安全法》和《监管办法》的规定不一致。《食品安全法》没有直接规定对于经营"其他不符合食品安全标准或者要求的食品"的处罚，只是规定了工商机关可以责令经营者停止经营该食品，如经营者拒不停止经营的，才能够适用该法第八十五条第（十）项予以处罚，实际上就基木不会形成处罚了；而《监管办法》却规定可以直接予以处罚。这种不一致带来的结果会大相径庭。

3.2 抽检发现不合格食品线索的处理。有的工商机关在抽检发现问题后将线索通报给上游经销商或生产者所在地工商机关，看似履职了，其实没有解决问题。因为接到通报的工商机关无法直接根据一纸通报或一份检验报告复印件就对经营者采取措施，更无法对生产者进行监管，最后反而造成混乱。因此，对于抽检中发现的问题，工商机关只有将线索通报该食品生产者所在地的质监部门。

结束语

对流通环节的食品进行安全检测本身就是比较发杂的一项问题，这和工商部门自身的管理有着直接的关系，如果管理部门没有对抽样检验工作有所重视，那么在食品检验的时候也会不会有较好的责任心，这很容易让检验信息不够准确；还有就是食品市场的基数本来就很大，这让食品检测难度也有所增加，让检测工作更加复杂化，所以工商部门还要在食品检测机制上下功夫，切实去完善检测机制，并和相关部门配合工作，规范检验人员的专业技术和能力，让食品抽样检验工作真正落到实处，有较高的校验水品，让诸位消费者不是担心食品安全问题，这也是我国经济发展进步的最基础保证。

参考文献

[1]解静伟.浅析提升流通环节食品抽样检验成效的有效机制[J].中国卫生产业，2015（3）.

[2]周长春.强化食品抽样检验推动食品安全深度监管[J].硅谷，2014（19）.

商品检验论文范文第8篇

关键词：社会化因素 网购消费行为 网上评价

引言

CNNIC《2012年中国网络购物市场研究报告》证实，社会化因素（SNS）已逐步改造并影响着用户的消费行为，能够诱发和创造消费需求。由于网上的商品评价没有统一标准，怎样的网评会对消费者产生影响，这是B2C网站或社交购物网站在实现精准营销或保持竞争力时必须研究的问题。

实证分析

实验1：用于对比不同来源的商品网上评价（分为用户评价和专家评价）的受信任程度。

实验2：以实验1为基础，参考易得性参考价值理论，用商品网评的详尽度为自变量，验证对消费者购买决策的影响。

（一）商品网上评价可信度的理论基础及假设

Riegner（2007）认为，商品的网评有助于激发或者强化消费者的购买决策。消费者通过网上评价了解商品信息时，评价信息的来源是否可信对其来说是十分关键的。Mudambi 和 Schuff（2010）的研究证实了这一点。Forman等对此也持有相同观点。

目前购物网站上的商品评价主要来源于用户（消费者）和专家。专家评价通常是电子商务企业或门户网站雇佣的专家所撰写。这类评价通常以商品为中心，介绍商品相关信息，有深度且较客观。用户评价则多以自己的感受、体验和意见为主。消费者在选择新商品或服务时，会因用户评价反应了某用户亲身感受、体验，而认为它更易理解、更可信。因此，提出：

假设1：相比于专家评价，消费者认为用户评价更加可信。

1.假设1检验方法。实验准备：从在线商品页面中提取商品信息，整理成专家评价，再下载其中的用户评价。实验只选用文本信息以避免图形信息的干扰。112名在校大学生为本次实验对象，其中25名女性（22.3%），87名男性（77.7%），平均年龄20岁。将他们随机分成C、E两组，C组成员只阅读用户评价，E组只阅读专家评价。

步骤1：了解实验对象对商品网评可信度的认可情况。参考Jain 和 Posavac（2001）研究模型，设计三个问卷问题，每个问题用李克特7分量表进行评价，评分结果的平均值，就是某来源商品网评的信度系数（Cronbach's α=0.903，P

步骤2：确定实验商品的种类。根据10名实验对象对20类备选商品的排名，最终确定2类商品。并用李克特7分量表法评定实验对象对这2类商品的认知水平。评定结果均值mean= 4.38，δ= 1.37，说明他们对商品既不是太熟悉，也不是很陌生。根据Haubl和Trifts（2000）的观点，这种结果很适合做信息检索与决策行为类的实验。

步骤3：在网络机房内，两组实验对象用各自的实验账号登录实验系统，从手机和笔记本这两类商品中各买一件。然后通过调整可控变量，实现两实验组间唯一的区别，即一组看用户评价，另一组看专家评价。

2.统计分析。对实验对象做分析检测，两实验组成员在年龄、网购经验上无显著差异（F=5.587，P>0.10；F =1.530，P> 0.10）。通过Kruskal-Wallis检验，两实验组成员在性别比例方面也无显著差异（χ2 =0.459，p>0.10）。

检测商品网评的分类有效性和实验对象的参与度，李克特7分量表检测结果为：所有实验对象都认为自己很投入实验，C组的投入程度=5.566，E组的投入程度=5.430。单因素方差分析检验结果为（F =1.145，P> 0.05），说明两实验组间无显著差异。

在5%的显著性水平下，做假设检验，结果如表1所示。

对商品种类和商品认知水平做单变量协方差分析，结果见表2。说明商品网评的来源对因变量有显著影响。

莱文检验结果表明，假设检验并不违反T检验（P> 0.05）的主要前提。用T检验，分析用户评价与专家评价的可信度。与假设1一致，用户评价更可信（均值=5.030，标准差=0.900），而专家评价的可信度较低（均值=4.791，标准差=0.932），而且，两实验组间（t =2.683，P

3.结果分析。上述结果说明，商品网评的来源不同，其可信度不同。具体来说，消费者认为用户评价比专家评价更可信。该结果与Chen和Xie（2008）和Li 和 Hitt（2008）之前对商品网评来源可信度的研究结果相符。

（二）商品网上评价参考价值的理论基础与假设

实验1验证了商品网评的来源会影响其可信度。实验2参考易得性参考价值理论，本文在实验1的基础上，来研究用户评价内容的详细程度对消费者购买决策的影响。

易得性参考价值理论（Feldman 和 Lynch，1988；Menon 和 Raghubir，2003）认为，人接触到的信息有参考价值，就会影响其最终的判断，反之则不起作用，且信息的易得性会明显影响人脑已有记忆信息的参考价值。易得性指进行判断时，从记忆获取信息用于判断的难度；参考价值，是指信息与特定判断的相关程度，以及信息的分类难易程度。因此，商品评价的参考价值不仅受信息的易得性的影响，也与信息的相关度密切相关。具体的用户评价，包含消费者对意向商品所关注的具体属性信息，例如“这台电脑的CPU是英特尔酷睿3” 。抽象的用户评价，通常只表达个人经历或感受，例如“这台计算机使用非常好，太棒了！”。具体的评价信息，更容易与消费者记忆的商品相关联。参考价值可用于衡量商品网评对消费者的影响作用大小。由此提出：

假设2：网购中，具体评价的信息参考价值比抽象评价的更大。

1.假设2检验方法。实验准备：取另外15名实验对象所列出的日常网购时阅读评价的数目的均值≈20。将从亚马逊网和淘宝网下载的用户评价信息，按详尽程度分，只涉及用户主观感受抽象评价、与商品属性有关的具体评价和模棱两可的评价三类。剔除第三类评价，各实验组阅读的记录数=20。128名在校大学生组成的实验对象中女性76名（59.4%），男性52名（40.6%），平均年龄22岁，被随机分成2组，每组64人。

步骤1：将问卷中所有题项采用李克特7分量表法评分，各题平均值构成了单一的商品网评参考价值信度系数（Cronbach's α=0.901，p

步骤2：根据10名实验对象对20类备选商品的排名，最终确定2类商品。并用李克特7分量表法评定实验对象对这2类商品的认知水平。评定结果均值mean= 4.38，δ= 1.37，说明他们对商品既不是太熟悉，也不是很陌生。

步骤3：在网络机房内，两组实验对象用各自的实验账号登录实验系统。从手机和笔记本这两类商品中，各买一件。此外，为增加参与积极性，每人只有一次购买机会，购物完成后，实验对象就其对商品网评的认识填写问卷。

2.统计分析。对实验对象的个体特征做随机控制，并进行检测。两组的χ检测结果为：年龄（χ=0.654，P> 0.05），网购经验（χ=0.398，P> 0.05），性别比例（χ=0.879，P> 0.05）。结果表明，两组在性别、年龄和网购经验等方面无显著差异，对实验对象的个体特征的随机性控制是有效的。

采用访谈法，验证将评价信息用详尽程度划分是否有效。具体评价的得分（均值= 3.83，标准差=1.58），抽象评价的得分（均值=0.50，标准差= 0.50），对此做非参数曼惠二氏u检验，结果显著（Z =-8.03，P

在5%的显著性水平下，做因变量分析，对调节变量做统计检测，还用协方差分析法（ANCOVA）评估自变量对因变量的影响。按统计分析要求，先分析因变量（即商品网评的参考价值）的正态性，包括偏度和峰度检测。结果表明，商品网评的参考价值（偏斜=0.152；峰度=0.303），符合正常阈值（Hair等，1998）。再用ANCOVA法，控制误差率以及自变量对因变量的影响。结果反映，以商品认知水平（F =0.298，P> 0.1）、商品经历（F=2.018，P> 0.1）为非显著协变量时，对评价信息详尽程度的影响（F =64.208，P

运用T检验法，分析评价信息的详尽程度对其参考价值的影响。如假设2一样，具体评价的参考价值更大（均值=5.383，标准差=0.978），而抽象评价的参考作用较低（均值=4.224，标准差=1.299），而且，两实验组间（t =13.580，P

3.结果分析。尽管已有研究证实了评价信息对消费者有影响，但本文发现并非所有评价信息都有很好的参考价值。实验2证明，具体的用户评价比抽象的评价参考价值更大，且该参考价值不仅与评价内容本身有关，还与其易得性有关。由于抽象评价传递的信息不清楚、不明确，消费者无法利用抽象评价轻易对商品的质量作出判断，也很难根据已往经验对这类信息进行归类。因此，抽象评价会妨碍消费者理解，参考价值较低，当决定购买时，消费者更愿意看到包含了商品属性信息的具体评价而非抽象评价。

影响消费者行为模式的SNS规律

从众。当多数消费者更关注其他用户对商品的评价。淘宝购物流程中的历史评价对新用户购买决策的影响力证实了这一点。消费者间不需认识彼此，但是他们对要购买的特定商品有一致的利益需求，所以他们彼此间很容易建立信任关系。例如，妈妈们之间就母婴用品最容易建立信任关系。

从专。当消费者在购买专业性较强的商品时，其购物需求很大程度上受有商品专业知识人的影响，这些人通常包括专家、权威、舆论领袖和达人。譬如，IT数码类产品、户外用品以及书画藏品都具有这种特点。

从亲。购买专业性不强的非标准类产品时，许多消费者受亲朋好友的影响，并根据信任关系的远近做出决策。例如，与同事、闺蜜或亲戚一起购买包括服装，家居，食品商品时。有时候，购物送礼也表现出从亲特征。

从己。消费个性化商品时，尽管消费者会更关心自己的个性，不容易受广告或媒体的影响，也不看重用户评价，但其消费决策却可能受那些与其品味相近人士的意见影响。这种消费需求往往侧重于风格的个性化，某些小众品牌。

综上所述，SNS因素对消费者的消费需求影响的规律，与商品类别以及消费者类型有关。只有把握好SNS信任对消费需求的影响规律，才能够真正发挥社会化关系的促销作用。

参考文献：

1.金立印.网络口碑信息对消费者购买决策的影响：一个实验研究[J].经济管理，2007（22）

2.黎小林.负面口碑对顾客购买意愿的影响[J].宏观资讯，2007（11）

商品检验论文范文第9篇

关键词:江西;贸易投资一体化;实证;对策

改革开放以来,江西对外贸易和外商直接投资取得了较快的发展。从表面上直观地来看,江西对外贸易和外商直接投资呈现着较强的相关性,但是它们之间是否又存在着因果关系?本文将利用过去20多年的时间序列数据,对江西贸易投资一体化的现状进行实证分析,并提出相应对策建议。

一、相关研究回顾

贸易投资一体化是指对外贸易与直接投资同时存在或融为一体,微观上两者有分工又有共同的行为目标,宏观上二者高度融合、相互依赖、共生发展(陈阳和王延明,2007)。国内外对贸易投资一体化的研究主要集中于两者之间的关系方面。由于传统国际贸易理论是建立在新古典主义的分析框架之中,而早期的国际直接投资理论则以市场不完全性作为分析问题的前提。因此,传统的国际贸易理论与国际直接投资理论是相互独立的,国际贸易理论通常不分析国际直接投资问题,国际直接投资理论也不研究国际贸易问题。现代的国际贸易理论和国际直接投资理论都试图扩大自己的研究范围和对象,出现了贸易理论与投资理论的融合与交叉(张天桂,2004)。美国哈佛大学教授vernon(1966)的产品周期理论较早地把国际贸易和国际直接投资纳入同一分析框架,但真正尝试建立一种将二者有机地联系起来的是邓宁的国际生产折衷理论,它使国际直接投资理论与国际贸易理论得到进一步的融合。迄今为止,理论上已经形成了mundell(1957)的替代论、k.kojima(1977)的互补论、patrie(1994)的不确定论三种关于外商直接投资与对外贸易关系的不同观点。

国内外学者对外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的经验检验。除早期的实证研究和部分行业研究证明了贸易和投资的替代关系以外(adler and stevens,1974;gopinath eta1.,1999),大多数实证研究都支持投资与贸易的互补关系。r.e.lipsey and m.y.weiss(1981)、g.c.hufbauer(1994)、gramham(1996)等学者分别对美国上世纪七、八十年代以来的对外直接投资总量与出口总量作比较,结果发现,在整个时间跨度中,出口总量与对外直接投资总量一直保持着正相关关系。gokdberg and klein(1998)、eaton and tamura(1994)分别采用引力模型、回归模型进行研究,都证实日本对外直接投资对商品进出口起到了促进作用。blomstrom、brenton、narula and wakelin等分别用发达国家的数据对fdi与东道国对外贸易的关系进行了实证研究,结果都认为外商直接投资与东道国的出口竞争力高度相关。nakamura等和maryamiti等分别于1998年和2000年对fdi与国际商品贸易间的关系进行了经济计量检验,也均认为两者呈互补关系。

20世纪90年代以来,国内学者对中国外商直接投资与对外贸易的关系进行了大量的研究,普遍认为外商直接投资与我国对外贸易呈现出相关关系,fdi对我国的进出口规模及结构优化有较大的促进作用。如江小涓(2002)首次对fdi与我国产品出口竞争力的关系进行的定量研究认为,fdi有利于优化我国的出口商品结构,提高出口商品的竞争力。陈继勇和秦臻(2006)对1992年至2004年外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的影响进行了实证分析,结果表明,外商对华直接投资对中国商品进出口、出口、进口的增长均存在长期且显著的促进作用。当然,学者们的研究结果也并非完全一致,如goldberg and klein于1998年的另一实证研究发现,美国在拉丁美洲的直接投资减少了双边贸易额,两者呈替代关系;史小农(2004)采用协整分析方法认为长期内fdi流入对我国商品进出口都存在显著的促进作用,但短期内对出口的影响不显著。

综观国内外的相关研究成果,大多数学者都是从国家宏观层面来对贸易与投资关系进行研究,而就我国各地区的相关研究较少,虽然有部分学者对江西开放型经济发展进行了一些探讨,但迄今为止还没有对江西贸易投资一体化的深入研究。因此,本文希望通过对江西贸易投资一体化的相关研究能给学者们一些有益的启示。

二、江西贸易投资一体化的实证分析

(一)外商直接投资促进对外贸易的实证分析

1.外商直接投资促进对外贸易发展的直接效应。尽管江西外商直接投资企业的进出口贸易占总贸易的比重还较小,但是这一比重呈现上升趋势,能够在一定的程度上直接带动江西的进出口贸易的扩大,回归分析也证明了这一点。

(1)江西外商直接投资企业进出口规模不断扩大,在对外贸易总额中所占比重不断提高,将直接带动江西对外贸易的发展。从图1可以看出:第一,近些年来,江西外商投资企业进出口规模不断扩大。从1995-2007年,江西外商投资企业进出口总额从2.0亿美元增加到49.7亿美元,增加了24倍,年均增长率为30%;尤其是近几年发展较快,从2002年到2007年6年时间增加了45.6亿美元,年均增长率为62.5%。第二,江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重有所上升。江西外商投资企业进出口额占全部进出口额的比重由1995年的11.9%增加到2007年的52.6%,13年增加了40.7个百分点。从1999年开始,这一比重大多维持在1/5以上,1999-2007年年均比重为25.5%。因此,江西不断增长的外资企业进出口总额及其所占比重在一定程度上直接推动了对外贸易的发展。

(2)回归分析显示,江西外商直接投资能够直接促进对外贸易的发展。为了进一步考察江西外商直接投资对外贸的直接作用,本文利用江西1987-2007年的时间序列数据,以进出口总额(tr)、出口额(ex)、进口额(im)为被解释变量,以外商直接投资(fdi)为解释变量,分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:

第一,外商直接投资对江西对外贸易有一定的促进作用,且对进口的作用大于对出口的作用。从1987-2007年,江西外商直接投资与进出口、出口、进口之间有着密切的线性关系。外商直接投资的边际贸易倾向、边际出口倾向和边际进口倾向分别为0.34、0.28和0.51,即外商直接投资每增加1%平均导致对外贸易、出口和进口分别增加0.34%、0.28%和0.51%。可见,外商直接投资对进口的作用大于对出口的作用。

第二,外商直接投资促进江西对外贸易的作用有不断加强的趋势。通过分别对1987-2007和1987-1999两个不同时期的外商直接投资对外贸的回归可以看出,无论是进出口总额,还是单独就出口和进口而言,1987-2007年的边际倾向都要大于1987-1999年的边际倾向。1987-1999年外商直接投资边际进出口倾向、出口倾向和进口倾向分别为0.25、0.24和0.30,都明显小于1987-2007的边际倾向,说明近几年(2000-2007)江西外商直接投资对进出口、出口和进口的作用有所加强。

2.外商直接投资促进对外贸易发展的间接效应。为了考察江西外商直接投资对外贸的间接效应即对进出口商品结构的影响,本文依据江西1987-2007年的时间序列数据,分别以初级产品出口额(exp)、工业制成品出口额(exi)、初级产品进口额(imp)、工业制成品进口额(imi)为被解释变量,以外商直接投资额(fdi)为解释变量进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出:江西外商直接投资有利于优化出口商品结构,对进口商品结构影响不大。

(1)从出口商品结构来看,江西的外商直接投资(fdi)与工业制成品出口(exi)之间有着密切的线性关系,江西工业品出口对外商直接投资的平均弹性为0.29,说明外商直接投资每增加1%,平均导致工业品出口约增加0.29%;而江西的外商直接投资与初级产品出口(exp)之间的回归系数没有通过显著性检验,说明江西外商直接直接投资还不能促进初级产品的出口。因此,江西外商直接投资对制成品出口的作用明显大于对初级品的作用,有利于优化出口商品结构。

(2)从进口商品结构来看,江西的外商直接投资(fdi)与初级产品进口(imp)、工业制成品进口(imi)之间都有着密切的线性关系,初级品进口和工业品进口对外商直接投资的平均弹性分别为0.41和0.49,说明外商直接投资每增加1%,平均导致初级产品进口和工业品进口分别增加0.41%和0.49%,两者相差不大,说明江西外商直接投资对进口商品结构影响不大。

(二)对外贸易促进外商直接投资的实证分析

为了进一步考察江西对外贸易对外商直接投资的促进作用,本文同样依据江西1987-2007年的时间序列数据,以外商直接投资(fdi)为被解释变量,分别以外贸总额(tr)、出口(ex)、进口(im)为解释变量,分不同的二个阶段进行回归分析。为了消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。从回归分析结果可以看出,各回归结果的r2值、f检验值和t检验值都比较显著,说明回归效果较好。我们可以得到如下结论:(1)江西对外贸易对外商直接投资有较大的促进作用。(2)江西对外贸易促进外商直接投资的作用有不断下降的趋势。

(三)对外贸易与外商直接投资的相互关系分析

从以上分析可以看出,江西外商直接投资促进了对外贸易的发展,而对外贸易对外商直接投资也有一定的推动作用。但是,它们之间能够相互促进是不是就意味着两者具有因果关系呢?本节将通过格兰杰因果检验来考察两者之间的因果关系。

1.研究方法和数据来源。

(1)granger因果检验是检验经济变量之间因果关系的一种常用方法。因果检验认为,如果x是y的granger原因,但y并不是x的granger原因,则x的过去值应该能够帮助预测y的未来值,但y的过去值不应该能够帮助预测x的未来值。因此,granger因果性检验一个变量在多大程度上可由一个变量自身的过去值来解释以及加入其它解释变量的过去值,能否增加解释力度。根据granger因果分析的假设前提,所分析的数据要求是平稳的时间序列,因此在进行因果关系检验之前先要进行平稳性检验即单位根检验。

(2)本文的样本区间为1987年至2007年,所有数据来自于《中国对外经济贸易年鉴》及《国家商务年鉴定》(1988-2008)。由于4个变量大体上都具有指数特征,为了消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。

2.实证结果分析。

(1)变量的平稳性检验。本文采取扩充迪基-富勒检验即adf检验来进行平稳性检验,原始序列的adf值均大于临界值,说明原始序列都是非平稳序列;而一阶差分以后的adf值均小于5%、10%显著水平的临界值,说明序列经过差分后达到平稳,因此,可用其一阶差分进行因果关系检验。

(2)因果关系检验。由于进行格兰杰因果检验的前提是序列必须是平稳的,因此我们用4个变量的平稳序列即一阶差分序列通过granger因果关系检验法来进行检验。从检验结果看出,江西外商直接投资无论是与进出口贸易总额,还是单独与出口贸易和进口贸易之间都不存在granger因果关系。这说明尽管江西外商直接投资能够在一定程度上促进对外贸易的发展,对外贸易也能够在一定程度上促进外商直接投资的进入,但是由于江西的对外贸易与外

商直接投资的总量毕竟相对还较小,并不能构成彼此发展的主要原因。

三、结论与对策建议

通过以上实证分析,本文得出如下结论和建议:

第一,江西对外贸易与外商直接投资之间具有一定的相关关系,能够相互促进。一方面,江西外商直接投资不但可以直接促进对外贸易的发展,而且回归分析显示,这种作用正在不断加强;同时,江西外商直接投资能够改善出口贸易结构,但对进口贸易结构影响不大。另一方面,江西无论是出口贸易、进口贸易,还是进出口贸易总额都对外商直接投资有较大的促进作用,但这种作用正在不断减弱。

第二,尽管江西对外贸易与外商之间有相互促进作用,但它们之间不存在因果关系。因果检验告诉我们,江西对外贸易与外商投资之间没有因果关系。这说明:一方面,江西利用外商直接投资总额还太小,而且外商直接投资的进出口额占江西进出口额的比例也较小,其对江西对外贸易的直接作用并不是很大;同时由于引进外商直接投资的质量不高,其外溢效应也没有充分的显现出来。另一方面,江西的对外贸易发展也相对落后,外商直接投资进入考虑更多的是江西的软硬环境、优惠政策、市场规模等等,而不是其对外贸易的发展程度,因此对外贸易也不是江西外商直接投资进入的主要动力,不能构成其granger原因。

第三,要努力协调外贸与外资政策,促进江西外贸外资共同发展。在目前国际贸易和国际直接投资的关系日益密切的形势下,对外贸易与外商直接投资已经成为一个国家或地区开放型经济发展的最为重要的两个密不可分的组成部分。一个国家或地区在实施对外开放和发展开放型经济时不可仅仅偏爱于任何一个方面,而要两者并举。要努力克服外贸与外资发展过程中的不协调因素,使其同步发展,逐渐实现一体化。因此,江西在制定经贸政策时,就必须要使外资政策和外贸政策协调一致,这样才能发挥政策的合力,才能实现外资政策与外贸政策的高度结合。目前主要通过外商直接投资促进对外贸易的发展。具体可以包括:第一,由于外资企业的进出口是对外贸易的一个重要组成部分,因此可以通过扩大外商直接投资规模来提高江西外贸的规模。第二,由于外商直接投资企业的加工贸易所占的比例要大于一般贸易所占比重,而且要远远高于内资企业的加工贸易比重,因此可以通过促进外商直接投资的进入来提高江西加工贸易的比重,改善贸易方式结构。第三,引导外商直接投资更多地进入资本和技术密集型行业,也将会提升江西产业结构,从而提高国内企业的出口竞争力,改善出口商品结构。第四,逐渐实现外商直接投资来源多元化,可以扩大江西的外贸渠道,有利于推动江西的出口市场多元化。

参考文献:

[1] 陈阳,王延明.我国贸易投资一体化的实证研究[j].国际贸易问题,2007(12):24-29.

[2] 陈继勇,秦臻.2006.外商直接投资对中国商品进出口影响实证分析[j].国际贸易问题,2006(5):62-68.

[3] 江小涓.中国的外资经济——对增长、结构升级和竞争力的贡献[m].北京:中国人民大学出版社,2002.

商品检验论文范文第10篇

关键词：定量包装；净含量计量；计量检验；商品净含量

经济的发展带动了很多产业的发展，和人们生活能力的提升。定量包装物品的出现就是人们生活水平提升的一大表现。人们非常的钟爱此类产品，它为我们带来很多的便捷。最近几年此类商品的类型不断增多，而且数量也在加大，此时其净含量检测工作面对的压力也在无形之中增加。

1 在开展净含量检测工作时必须认真分析

第一，非常关键的一项内容就是要检测净含量标注的问题。当我们具体的开展此项检测的时候，必须认真分析商家有没有在规定的方位加以标注，要确保标注的正确性。在标注的时候要确保它和产品名称标到相同的版面。还要单独标出来，禁止和产品说明放到一起来论述。在标注的时候还必须标出具体的净含量三个字，其单位等也应该是正确的。而且，以面积、长度、计数单位进行标注的定量包装商品不能出现“净含量”三个字的中文字样，只能用数字或者是法定的计量单位来进行标注。

第二，要明确抽检措施。当我们开展随机检测的时候，通常是在销售场所开展抽检活动。此举较之于其他的方法更为精准。在抽检的时候，分层措施指的是检验的时候先按照层次论述，进而对单层的产品按比例抽选，在生产企业、批发商、进口商以及零售商的仓库都可以进行抽样。要想更加精准的开展检验工作，就必须认真分析抽样措施，只有确保措施精准得当才能够提升检验工作的品质，才能够更好的为人民大众服务。

第三，明确批量。当我们开展检验工作的时候，不需要对存储区域变化或是卖出的产品进行多次的测验。在很多单位，其仓库会放置很多的产品，为了确保检验工作更为精准，就必须对产品分批。通常来说，单一批次的数量均在一万元左右。在企业生产现场或者是商品包装现场，要对相同生产条件下具备一定数量的包装商品进行同种定量。在进行抽样时要避免出现对正常生产条件进行改变的行为，避免计量检验的结果受到影响。

2 定量包装商品净含量计量检验结果工作中的常见问题

2.1 密度的检验

对于以体积为标注的净含量商品中的计量检验方法中采用的密度法，在进行检验的时候最关键的就是密度的测量。为了能够尽最大可能的避免温度变化以及操作的方法不一样而导致密度出现波动，可以选择在温度在（20±2）℃并且室温与介质之差在1℃以下，将密度杯进行擦干并称重。同时再将样本的单位内容将密度杯注满，将密度杯以及杯内的物品重量进行称量，将称量出来的重量减去密度杯的重量，即为定量体积的商品重量，再除以密度杯的标称容量，就算出该商品的密度。

2.2 保留测量结果的有效位数

在一般的计量检定规程中，对于检验的结果都会允许出现一定的误差，而对于检验后的结果有效位数都能够按照允许的误差内有效位数来进行保留。而对于净含量的检验结果进行判定，也就是对于平均的标准偏差、实际含量、修正结果或者是修正值进行有效位数的保留。通常来说，对于平均的实际含量、实际含量修正结果或者是修正值都会保留一位小数，而在标准的偏差中则可以保留两位小数。

3 定量包装商品净含量计量检验工作的过程和检验方法的常见问题

3.1 净含量商品以体积单位标注的检验

当我们对以体积来论述的产品开展检验工作的时候，常会用到两种措施，分别是绝对体积法和相对密度法。对于前者来说，它在使用的时候最为重要的是保证量瓶，当多次测试之后要减少它对壁量的干扰，因此来确保检验工作的精准性。在具体检验的时候，必须要认真核查，对于那些早已测试过的内容要适时的处理，要确保检测活动和产品放置活动是在同一个时间开展的。在具体读取数值的时候，要严谨仔细，防止读数错误，干扰后续工作。在具体检验的时候，还应该认真分析媒介以及外在的氛围等，特别是要注意气温以及湿度之类的变化特点，如果出现了差异就会对检验的最终结局产生很大的影响。所以，在工作中我们必须要认真的控制，切实的提升工作的精准性。对于第二个测试措施来讲，在检验的时候，常常使用电子称、电子天平或者是电子密度计，此类设备的精准性非常高，其不论是称重或是读数都较之于别的设备要精准很多，在操作的时候要确保外在氛围良好，只有这样才能够避免气泡之类不利现象的发生，提升测试的精准性。

3.2 净含量商品以质量（重量）单位标注的检验

在检验以质量（重量）单位标注的净含量商品时，对于一般性的商品进行检验时，应该注意皮重的抽样量大小以及皮重是否已经擦干除净等方面的情况。当我们检验冰冻物品的时候，不但要注意如上规定，除此之外还要认真关注此类物品的气温，不管是在较低的气温状态下还是正常的模式之中，都必须确保产品不会由于气温改变而产生水汽凝固之类的问题，因为一旦产生了此类现象就会干扰到活动的精准性。具体的检验冰冻物质的时候，必须要按照规定的融化步骤开展化冻工作，然后再按照正常的步骤检验。

3.3 净含量商品以长度单位标注的检验

对于以长度单位标注的净含量商品的检验，在其检验的过程中，包括了仪器法、直线法。仪器法的检验关键点在于被测物不能进行弯曲，尤其是电线的电缆芯线不能得到外露；将线放在线盘的时候应该要放置在线盘的中心处；与此同时还要求各个部分的张力必须保持一致，在对于硬线检验时不能对导线进行人为的弯曲。而直线法的检验关键点在于在进行分段测量的时候，应该保证分段是均匀并且是整数，方便接下来能够进行修正。

4 结束语

当前时期定量包装产品已然成为了我们生活之中不可或缺的一类产品，它们的存在为广大群众的生活创造了很多的便捷，不过在具体检验的时候还面对一些问题，我们坚信在广大工作者的共同努力之下，该项检验工作一定可以获取更多的成就，将面对的不利现象处理好。

参考文献

[1]崔红霞.定量包装商品净含量计量检验工作中应注意的问题[J].经营管理者，2012（10）.

[2]徐欣.定量包装商品净含量检验相关问题探讨[J].华章，2013（11）.

[3]魏忠玲.定量包装商品净含量计量检验中的问题[J].中国计量，2010（11）.

商品检验论文范文第11篇

摘要：随着我国房地产经济的高速发展，贵州发地产也有了一定的发展与展望的未来。本文将以贵州商品房价格的变动因素出发，主要研究GDP，人均工资，年末人口，贷款利率以及上一年商品房对房地产价格的影响，找出它们与房价的关系，建立回归模型加以分析。

关键词：贵州；商品房价格；影响因素

1.模型的设定

本文的计量经济学模型设定为：

2.模型估计和参数检验

2.1模型估计

将数据导入eviews5.0进行OLS回归分析，得到如下模型：

2.2.模型检验

（1）经济意义检验

模型估计结果表明：在其他变量不变的情况下，GDP每增加1%，商品房价格就会增加0.99%，通过检验；央行贷款利率每增加1%，商品房价格减少110.2%元，经济意义检验可以通过。

但是人均工资每增长1%，商品房价格就会减少0.083%；年末总人口数每增加1%，房地产价格就会减少1.53%，数据显示，该两个变量的与经验判断有背离，需再检验。

（2）统计意义检验

a.样本可决系数检验

b.回归方程的显著性检验

c.解释变量的显著性检验

d.多重共线性检验

由R值和t值可以看出，模型的拟合优度很高，但是单个解释变量的t值却都偏低，考虑进行多重共线性检验。

2.3.多重共线性的消除

采用逐步回归法

3.模型随机变量检验及修正

从所得数据中我们可以看出，Obs*R-squared的值为6.3269。根据White检验，该回归模型误差项不存在异方差。

LM自相关检验，滞后期为1期。通过计算得出，Obs*R-squared的值为0.67。统计值没有超过临界值，故不存在自相关。

3、结论

模型估计结果表明：在其他变量不变的情况下，GDP每增加1%，商品房价格就会增加0.71%；央行贷款利率每增加1%，商品房价格减少112.19%；上一年贵州省商品房价格每增长1%，该年商品房价格就会增加0.93%。

通过以上的计量分析可以得出以下结论：贵州省商品房价格与贵州省GDP，央行利率以及贵州省上一年的商品房价格密切相关。（作者单位：贵州大学经济学院）

参考文献

[1]张晓峒.计量经济学基础[M].南开大学出版社，2007.

[2]孔煜.利率与房价关系的认识[J].建筑经济，2007（9）.

[3]彭聪.房价影响因素的实证研究[J].建筑经济，2009（12）

商品检验论文范文第12篇

关键词：货币供应量；房价；实证关系

中图分类号：F293.3 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）02-0-01

我国的货币供应量1998年至2009年之间增加了近6倍，这些变化我们或许不能很直观的感受到，但是我们的楼市价格节节攀升，我们都能切实的感受到。货币学派的代表人物弗里德曼曾经说过“无论何时何地，物价都是货币现象”。那么中国的楼市价格疯长，是货币现象吗？

一、现实阐述与理论分析

(一)货币政策是政府调节宏观经济运行的重要手段，我国M2呈快速增长趋势

货币政策是政府调控宏观经济运行的重要手段，由于当前我国的利率并没有完全市场化，所以货币供应量是金融调控中最重要的中介目标。近年来，我国广义M2呈现快速增长趋势，2009年M2增长率为27.68%，远高于同期通货膨胀率与GDP增长率之和，由此计算金融相关率(M2/GDP)为1.7803，经济货币化程度较高。

(二)房地产是资金密集型产业，我国房价大幅攀升

近年来，我国一些大中城市房价的逐年攀升，房地产价格指数远远高于同期居民消费价格指数，2009年居民消费物价指数是99.3，在同期房地产价格指数中，土地交易价格指数是105.4。

(三)房地产价格与市场货币供应量理论关系

我国对外贸易持续出现顺差，截至2010年底，外汇占款超过23万亿元，加剧了国内流动性过剩的局面，大量的资金流入房地产行业，极大的促进了房地产行业发展。可见房价和我国的货币供应量之间是存在紧密关系的。以下部分将运用计量模型对二者的具体联系作出分析，并得出进一步的结论。

二、计量分析

(一)数据选取和说明

本文选取1998年-2009年时间序列数据，变量为历年商品房屋销售价格，货币供给量M2。商品房屋销售价格以及货币供应量M2均来自国家统计局2010年统计年鉴。

(二)回归结果

1.模型构建

本文运用以上数据，在误差纠正模型(ECM)框架下利用格兰杰因果检验方法对我国商品房销售价格与货币供给量的关系进行实证性检验。分别记为基础货币供应量(MB)和房地产价格(HP)。

方程：HPt=c+βMBt+ut(1)

其中HPt表示商品房价格，c表示常数项，MBt表示货币供给量，u表示误差项，t表示时间项，β表示变量的系数。

2.单位根检验

本文采用的是时间序列数据，应对各个序列进行平稳性检验，因为若变量之间的阶数不同，就无法建立模型进行分析。

首先时间序列图大致可以看出序列的平稳性。我们发现不是平稳的，因此我们要进行下一步单位根检验，并且进行协整。

其次，对数据采用ADF单位根检验。

变量序列基础货币供应量(MB)和房地产价格(HP)均在1%的显著性水平下存在单位根，都不是平稳序列。而它们的一阶差分在10%的显著水平上均为一阶单整序列。这说明变量的一阶差分具有平稳性，均为I(1)序列。

3.协整检验

在HP和MB的时间序列都是一阶单整基础上，进一步检验他们之间是否存在协整关系。采用EG两步法。

首先对方程(1)做回归:

可以得到：HP=1563.156+0.017933MB

(15.27193) (15.24943)

R-squared=0.958771 Durbin-Watson stat=1.316637 F-statistic=232.5451

由以上数据结果可以看出模型统计性质较好，故不对模型进行相关修改。

第二步，对回归残差进行单位根检验。利用ADF检验方程(2)，最大滞后项数为1。得出检验结果，ADF统计值为-6.293560，对应的10%的显著水平的临界值为-4.541245，可以接受零假设，即回归残差是一个一阶平稳的时间序列。由此，可以判断MB和HP之间具有协整关系，即非平稳时间序列HP和MB之间存在长期的稳定关系。

4.格兰杰检验

由上面的回归分析，我们可以发现货币供给量(MB)对商品房的平均销售价格(HP)有很好的解释能力。商品房的平均销售价格与货币供给量之间有相关关系，相关系数为0.958，有很强的拟合度。货币供给量每增加1亿元，对商品房平均销售价格有0.0179元/平方米的贡献。

我们利用格兰杰因果检验来研究两者是否互为因果关系。以下为进行Granger检验滞后2项的检验结果。

由于滞后期对于检验结果有很大敏感度，故滞后一期和两期。由表滞后两期可以看出，对于模型来说，F统计值很大，原假设被拒绝，所以，货币供给量增长是商品房销售价格增长的Granger原因；同时，20.1856，对于F统计值来讲也比较大，所以，商品房销售价格增加也是货币供给量增长的短期Granger原因。

参考文献：

[1]王晓明,施海松.资产价格波动形势下货币政策工具的宏观调控效应比较研究[J].上海金融,2008.

商品检验论文范文第13篇

[关键词]进出口商品检验；检验机构；检验制度；信息利用效率

[中图分类号]F7411[文献标识码]A[文章编号]

2095-3283（2013）04-0108-02

进出口商品检验工作是由国家建立的检验机构或向政府注册的独立机构，对进出口货物的质量、规格、卫生、安全、数量等进行检验、鉴定，并出具证书的工作。进出口商品检验制度是我国贸易管制制度的重要组成部分，改革开放30年来对我国外贸的发展起到了重要的作用。据海关总署数据显示，近年来我国货物进出口保持快速增长， 2010―2012年分别为297万亿美元、364万亿美元和387万亿美元。据世贸组织公布的数字显示，2012年中国出口增长62%，占全球出口市场份额为11%。对外贸易在我国国民经济的发展中具有举足轻重的作用，分析我国进出口商品检验工作中存在的问题，进而完善我国进出口商品检验制度，提高商品检验质量，对于推动我国对外经贸健康可持续发展具有重大的现实意义。

一、我国进出口商品检验工作中存在的问题

（一）进出口商品检验机构不规范

由于我国进出口检验机构是在计划经济向社会主义市场经济体制转轨的特殊背景下发展起来的，有机构变更原因，加上法律、法规和制度不健全、不统一及部门利益垄断保护等原因，导致检验机构不规范，存在管理体制松散及服务定价无序问题。

（二）进出口商品检验制度不健全

1进出口商检技术法规体系缺失。在缺乏国际和国家统一技术规范的状况下，一些地方商检部门往往只能根据现有法律法规和本地区情况，制定各自的商检操作规程。这就导致各地商检标准、程序不一致，技术规范制度不完整，规范性和可行性较差等现状。如近几年提出的“全链条管理”、“进口全检验、出口全申报”等，由于缺乏相应的各种资源与制度条件相配套，几乎没有可操作性。再比如，目前对出口商品要求按进口国家或地区的标准实施检验，而全球进出口商品种类更是不计其数，检验人员难以掌握所有国家和地区的所有商品的检验标准。

2检验量激增影响商检质量。近年来，我国进出口商品数量激增，而各检验部门在编人员却几乎没有增加，即使聘用大量的编外人员，仍然不能满足法律法规所要求的检验频次，致使检验质量难以保证。

3成本增加，通关效率下降。传统的逐批逐项检验把关方式和不分重要商品及项目、重点企业及不同贸易需求区别监控的管理方式，导致检验检疫机构及其检验监管人员存在执行难且效果不佳、工作随意性较大等问题，检验和管理工作的质量存在不同程度隐患，同时也增加了企业的进出口成本，影响通关效率。

4现行法规与现实需求脱节。如果简单、机械地规定出口商品必须达到一些技术法规和标准来作为检验合格依据，势必对我国对外贸易发展形成阻力和障碍。事实上我国企业向南美、非洲、东南亚、中东等一些不发达和欠发达国家或地区出口商品时，出口产品虽然符合国外使用标准要求，但质量不一定能达到我国检验检疫部门标准要求，报关时进出口商品检验管理部门不会给企业出具商检报告放行单。一边是检验不合格的商品，一边是急于出口的企业，放行就违反规定，不放行造成签约企业违约，同时影响和阻碍地方经济发展，检验检疫部门经常处在这种两难的境地。

（三）检验信息利用率低，监管设备和方式落后

目前，检验检疫部门信息服务于经贸活动的功能没有得到充分发挥，检验信息利用效率较低。同时知识经济时代高新技术产品层出不穷，加工贸易产品技术含量越来越高，仅仅依靠检验检疫机构现有的设备和监管方式，无法满足日益发展的商品检验需求。

二、完善我国进出口商品检验的对策

（一）规范检验机构

政府应转变政府职能，深化体制改革。要加强环境建设，治理整顿市场秩序。首先，加快完善相关法律法规，明确各检验机构的权利与义务，引导其规范运作。其次，政府要加强监管，规范进出口商品检验行为，维护社会公共利益和进出口贸易有关各方的合法权益。第三，统一商品检验标准，引进国际先进检测仪器和检验方法，逐步与国际标准接轨。

（二）进一步完善商检制度

首先，建立健全一套商检技术法规体系。完善现有的商检法规内容，使检验工作有法可依。制定统一的商检操作规范，完善操作流程。其次，要注重检测专业人才的培养，加强检验队伍的素质建设。第三，采用合格保证模式，落实对进出口货物的全面监管。合格保证模式是以监督管理为基础，根据对进出口企业审核的符合性声明和必要的抽批检验，确定产品符合规定要求的一种合格评定活动。主要包括：建立质量管理体系、风险分析和监督管理等。如尝试运用风险分析理论，从风险信息收集、风险分析与评估、风险管理、风险消除四个环节对进出口商品质量进行全程动态化管理。逐步对大宗和重点进出口商品建立风险分析模式，对收集到的进出口商品信息进行风险分析、安全隐患监测和重大安全事故分析，在进出口商品 风险评估的基础上实施产品风险分级，以安全、卫生、环境保护、节能等为重点监控内容，对不同风险等级的产品采取相应的管理模式，对高风险商品制定实施重点监控。

（三）提高商品检验信息利用效率

加强计算机网络建设，提高进出口商品检验信息利用效率。一是创建信息化网络平台进行信息管理，利用计算机网络设立信息库，及时收集检验人员所需的和掌握的各种信息。二是重视与口岸信息的交流，利用商检与海关联网的有利条件，及时查阅口岸进出口商品信息，以便于及时了解和掌握进出口货物的完整信息。

在我国对外贸易迅猛发展的今天，进出口商品检验部门担任“国门卫士”的职能，对外增加了中国在国际市场的信誉，对内维护了本国消费者的利益。只有不断坚持改革创新，完善管理制度体系才能保证了进出口产品质量安全可靠，促进我国进出口商品检验制度与对外经贸发展相适应。

[参考文献]

[1]杨岚完善我国进出口商品检验的对策思考[J]中国商贸，2011（8）：31-33

[2]张明创新检验检疫模式的思考[J]中国检验检疫，2008（4）

[3]莫于川与行政法治评论（第四卷）[M]中国人民大学出版社，2010

[4]应松年行政法与行政诉讼法学[M]中国人民大学出版社，2009

商品检验论文范文第14篇

一、存在的主要问题

（一）抽样方法不规范。大部分县（区）局实施抽样时，采取的方法是在抽检的库存商品中取出一袋，拆封后取出样品2千克，分为2份，一份送检，另一份留存。不以库存商品为基数，决定应抽商品袋数，不符合随机、多袋、混合取样的要求，取样方法不正确，致使检验结果不具公证性和代表性。

（二）样品包装不规范。各县（区）工商局在对样品的包装和密封过程中，有的采用纸袋包装，有的用普通塑料袋包装，没有按照标准采用具有磨口塞的广口瓶或聚乙烯瓶装，不规范的包装导至合格产品样品采集后的水分超标。

（三）抽样记录不规范。由于没有统一规范的抽样执法文书，在抽检记录中的记录五花八门，执法人员在记录中常常出现漏记错记的问题，如，不记录抽检样品的执行标准（国家标准、行业标准、企业标准）；不记录抽检样品的养分总含量及各养分之间的配合比和生产日期、批次等其它主要参数；不记录包装袋上是否标注含“氯”（按规定，只要标注“含氯”，则“氯离子”不作为检测项目，不标注的才作为检验项目）；不记录被抽样品的代表数量，由于记录的不规范，不能给委托检验单位提供祥细的检验所需的资料，至使检验部门检验难、检验结果难作为处罚定性依据。

二、解决的对策

为规范全系统在流通领域化肥质量抽检工作，提高工商行政管理机关在流通领域质量监管中的地位和权威，确保抽检行政行为的合法有效，确保上市农资商品质量安全，提出如下解决对策：

（一）强化学习、提高素质

肩负流通领域化肥质量抽检工作的执法人员，要通过此次抽检工作，认真查找自身存在的不足和问题，总结经验教训，努力学习有关法律法规和相关规章制度，掌握抽样的程序、抽样的方法、抽样记录的填写、样品包装等知识，提高自身素质。

（二）完善制度建设

通过此次抽检反应出的问题，充分说明了我们在制度建设中的不足，没有一部系统、完整、规范的抽检相关制度来规范抽检工作，如何抽样全凭个人的经验，方法不当、程序错误也就在所难免，所以，必须以制度来规范抽检工作。

1、规范取样数量、方法

根据查阅相关资料，在抽取袋装样品时，不超过512袋的按照下例图表计算取样，超过512袋时，按公式，取样袋数=3×

样本总袋数

取样袋数

样本总袋数

取样袋数

1—10

全部袋数

182—216

18

11—49

11

217—254

19

50—64

12

255—296

20

65—81

13

297—343

21

82—101

14

344—394

22

102—125

15

395—450

23

126—151

16

451—512

24

152—181

17

512≥

按上表或公式计算出结果，抽出样品袋数，每袋从最长对角线插入取样品至袋四分之三处，取出不少于100g样品，每批抽取总试样量不得少于2kg

2、规范抽检程序

⑴省、市局统一安排的流通领域化肥质量抽检工作，抽样、密封工作完成后，各县（区）工商局专人送交市局职能机构，职能机构对抽样程序、包装、密封、文书填写情况进行审查，审查合格的，报局领导批准后送检。

⑵消费者申诉、投诉，或在查办具体行政案件中，须对化肥质量进行认定的，抽样、密封工作完成后，职能机构负责对抽样程序、包装、密封情况、文书填写情况进行审查，审查合格的，报经县（区）工商局领导批准后送检。

3、规范告知行为

抽检的工商行政管理机关，在收到受委托方产品质量检验机构的《检验报告》后，必须在3日内，以书面形式，将检验结果告知被抽检的单位，同时并附《检验报告》复印件。

4、规范复检行为

被抽检单位对抽检结果有异议的，可以自收到检验结果之日起15日内，向抽检的工商行政管理机关要求复检，抽检的工商行政管理机关，应将留样的样品送原产品质量检验机构或其他产品质量检验机构进行复检，由受理复检的产品质量检验机构作出复检结论。

（三）统一抽检文书

根据实际需要增加《工商行政管理机关流通领域化肥抽样单》（一式三份），被抽样单位、抽样单位、检验机构各执一份，统一《抽样单》、封条、标签的格式、内容，做到抽检文书统一、规范、数据采集填写准确、全面。

（四）统一取样、包装容器

商品检验论文范文第15篇

【关键词】单位根检验 协整检验 政策建议

一、理论背景

企业商品价格指数（Corporate Goods Price Index，简称CGPI）是反映国内企业之间物质商品集中交易价格变动的统计指标，是比较全面的测度通货膨胀水平和反映经济波动的综合价格指数。

CGPI调查是经国家统计局批准、由中国人民银行建立并组织实施的一项调查统计制度。

二、选取数据与模型假定

（一）数据选取

本文选取 2007 年 1 月至 2011 年 11 月企业商品价格指数的统计数据（数据来源：中国人民银行网站），来讨论企业商品价格指数与影响其诸多因素之间的关系，并根据其关系分析提出相应建议并对宏观经济进行监测。

（二）模型假定

设定计量模型为：

（1）

其中Y表示企业商品价格指数，表示各种对企业商品价格指数的影响因素。

假设：企业商品价格指数（CGPI）受到诸多因素的影响和制约，即各个因素的改变会引起总指数的改变，主要包括投入产出表的总产出等指标数据、工业普查的工业品销售额数据、农业统计资料、调查咨询资料四类统计指标。根据CGPI的调查及测算，本文细化为农产品价格指数、矿产品价格指数、煤油电价格指数、加工业产品价格指数这四项指标。因此，进一步建立线性回归模型为：

（2）

式中，Y表示企业商品价格指数，为截距项，为回归系数，X1表示农产品价格指数，X2表示矿产品价格指数，X3表示煤油电价格指数，X4表示加工业产品价格指数，μ表示随机干扰项。上述模型除了X1、X2、X3和X4外，影响Y的其他因素的作用全都包含在随机误差μ内，这里假设μ对X1、X2、X3和X4相互独立，且服从均值为零的正态分布。

三、时间序列的处理

（一）单位根检验及结果

平稳时间序列分为严平稳时间序列与宽平稳时间序列。如果{Xt}满足：（1）任取，有;（2）任取有，为常数；（3）任取则称{Xt}为宽平稳时间序列。宽平稳只要求序列二阶平稳，对于高于二阶的矩没有任何要求。基于本文选取数据，这里只介绍宽平稳时间序列。

时间序列数据是否具有平稳性，运用的单位根检验包括DF检验、ADF检验、PP检验。本文采用ADF检验判断其平稳性，首先建立三个模型如下：

模型（1）：

模型（2）：

模型（3）：

设定原假设，备择假设 。只要其中一模型中系数的t检验值小于ADF 分布的临界值，则拒绝原假设，接受备择假设，说明序列｛｝是平稳过程，说明序列｛｝存在单位根。

本文使用EViews5.0 软件进行分析，其检验结果如表1：

由ADF 检验的结果看，所有指标在5%的显著性水平上都是I（1）一阶单整的，即原始序列是不平稳的，而一阶差分后的序列是平稳的，检验结果与经验理论相符合。

（二）协整检验及结果

多元非平稳序列之间能否建立动态的回归模型，关键在于它们之间是否具有协整关系。协整检验方法有EG法和 Johansen 极大似然法两种。本文采用EG法。

假设：H0:多元非平稳序列之间不存在协整关系；H1:多元非平稳序列之间存在协整关系。由于协整关系主要是通过考察回归残差的平稳定确定，所以上述假设等价于：H0:回归残差序列{}非平稳；H1:回归残差序列{}平稳。

本文使用EViews5.0 软件，EG法协整检验的结果表明，模型中残差估计值序列通过ADF检验，即为单整序列，说明Y关于X1、X2、X3、X4之间存在长期均衡关系，并且其相互影响、相互制约的关系。因此，可以建立动态的回归模型。

四、模型拟合

EViews软件估计结果如图1：

由图1的模型回归估计结果得到模型拟合为：

（3）

下面对模型进行经济意义检验和统计意义检验：

X1、X2、X3、X4前面的参数估计值分别为0.4592，0.0651，0.2137，0.0086，都为正数，表示这四个变量与企业商品价格指数呈正相关关系，农产品价格指数比例越高，矿产品价格指数比例越高，煤油电价格指数比例越高，加工业产品价格指数比例越高，都会给企业商品价格指数带来正影响。

从回归估计的结果看，模型在整体上拟合度很高，可决系数，调整可决系数，很接近于1。而且，，，表明模型的线性关系在95% 的置信水平下是显著成立的。另外，从截距项与各系数的检验来看，，几乎都趋于0，说明在5%的显著性水平下各变量都是显著的。

五、结论

从建立的回归模型可以看出，在本文考虑的影响因素中，农产品价格指数所占比例最大，对企业商品价格指数的影响最大。其次是煤油电价格指数和矿产品价格指数所占比例，加工业产品价格指数所占比例最小。从这四个指标所占权重可以看出，随着“三农”经济的发展，对当前物价形势判断和宏观经济监测主要看农产品价格指数。煤油电价格指数对总指数也有一定影响，而加工业产品价格指数对总指数的影响相对较小，影响不大。在考虑影响经济过热的因素时，应主要考察农产品价格指数。

参考文献

[1]陈钰. PPI、企业商品价格指数、M2 与CPI 之间关系研究[J].辽宁大学，2011(39).

[2]于俊年.计量经济学[M].对外经济贸易大学出版社，.2006:92-97，187-204.

[3]沃尔特·恩德斯.应用计量经济学时间序列分析，2版[M].高等教育出版社，2006:162，319.