杜 蓉，朱麗娟

(哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,危機(jī)管理研究所，哈爾濱150001)

專(zhuān)題論述

影響我國(guó)大豆價(jià)格變動(dòng)的因素分析

杜 蓉，朱麗娟

(哈爾濱工程大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,危機(jī)管理研究所，哈爾濱150001)

近些年我國(guó)大豆價(jià)格變動(dòng)比較顯著，并且呈現(xiàn)不規(guī)則性，其原因是國(guó)內(nèi)外的環(huán)境越來(lái)越趨于復(fù)雜化，經(jīng)濟(jì)形勢(shì)日益嚴(yán)峻，行業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)逐漸激烈，并且大多數(shù)加工企業(yè)過(guò)分地依賴進(jìn)口大豆，導(dǎo)致目前國(guó)內(nèi)對(duì)國(guó)產(chǎn)大豆供過(guò)于求。運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)的原理對(duì)影響大豆價(jià)格變動(dòng)的因素進(jìn)行分析和檢驗(yàn)，結(jié)果顯示玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格有顯著影響，與大豆價(jià)格呈正相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果可為相關(guān)政策部門(mén)判斷大豆價(jià)格的變化趨勢(shì)和制定相關(guān)的政策提供依據(jù)。

大豆；計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型；價(jià)格；影響因素

我國(guó)素來(lái)以農(nóng)業(yè)大國(guó)著稱(chēng)，農(nóng)作物出口世界各地，主要農(nóng)作物包括大豆、小麥、水稻、玉米等，其中大豆是很好的植物油料之一，深受我國(guó)消費(fèi)者喜歡。大豆價(jià)格受到很多因素的影響，趙玉[1]運(yùn)用趨勢(shì)項(xiàng)和季節(jié)漂移項(xiàng)的變結(jié)構(gòu)協(xié)整模型，研究得到國(guó)際大豆價(jià)格之間存在均衡機(jī)制，發(fā)現(xiàn)大豆供給的淡旺季對(duì)應(yīng)著不同的價(jià)格傳導(dǎo)與均衡機(jī)制。王銳[2]運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型等方法研究了國(guó)際大豆市場(chǎng)與我國(guó)大豆市場(chǎng)之間的關(guān)系，得到國(guó)際大豆價(jià)格對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格有顯著的影響，而我國(guó)大豆價(jià)格對(duì)國(guó)際大豆市場(chǎng)價(jià)格的影響有限。王杜春等[3]從需求與供給、國(guó)家政策、國(guó)際經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)等角度對(duì)影響黑龍江大豆價(jià)格波動(dòng)的因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)影響大豆價(jià)格變化的因素有大豆總產(chǎn)量、生產(chǎn)成本、受災(zāi)面積、花生油價(jià)格、進(jìn)口量、居民收入等。李建偉等[4]通過(guò)單整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等檢驗(yàn)方法，研究得到貨幣供給量是大豆價(jià)格變化的格蘭杰原因。顧蕊等[5]研究發(fā)現(xiàn)國(guó)際大豆收益率對(duì)我國(guó)大豆收益率有價(jià)格溢出效應(yīng)，反之則不存在。周佳佳等[6]研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)大豆進(jìn)口量、國(guó)際大豆現(xiàn)貨價(jià)格和我國(guó)大豆油現(xiàn)貨價(jià)格都與我國(guó)大豆價(jià)格有較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，其中我國(guó)大豆油現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格的影響作用最大，因?yàn)閮烧呤翘幱谕划a(chǎn)業(yè)鏈上不同階段的互補(bǔ)產(chǎn)品。此外，還有劉歡等[7]從供需和宏觀經(jīng)濟(jì)方面，分析得出國(guó)際大豆產(chǎn)量、我國(guó)消費(fèi)者信心指數(shù)和我國(guó)貨幣供給量是影響我國(guó)大豆價(jià)格的主要影響因素，發(fā)現(xiàn)國(guó)際大豆產(chǎn)量與我國(guó)大豆價(jià)格成負(fù)相關(guān)關(guān)系，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與我國(guó)大豆價(jià)格成正相關(guān)關(guān)系，同時(shí)消費(fèi)者信心指數(shù)也對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格有較大的影響，消費(fèi)者信心指數(shù)越高，越會(huì)拉高我國(guó)大豆價(jià)格。姚巧倩等[8]對(duì)我國(guó)大豆的進(jìn)出口貿(mào)易與國(guó)內(nèi)外大豆價(jià)格是否相互影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)國(guó)際大豆價(jià)格影響我國(guó)大豆價(jià)格；我國(guó)大豆進(jìn)口量對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格有影響，但我國(guó)大豆價(jià)格不影響我國(guó)大豆的進(jìn)口；我國(guó)大豆進(jìn)口量不受?chē)?guó)際大豆價(jià)格的影響，但我國(guó)大豆進(jìn)口量能夠影響國(guó)際大豆價(jià)格的變化。上述學(xué)者從不同角度研究了大豆價(jià)格變化影響因素，但其中玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格變化的影響尚未涉及，因此本文利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)和統(tǒng)計(jì)學(xué)原理進(jìn)行分析研究。

1 模型的構(gòu)建

利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)原理建立模型的實(shí)質(zhì)是利用回歸分析方法對(duì)所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和預(yù)測(cè)。

1.1 模型建立分析

通過(guò)對(duì)文獻(xiàn)的查閱和分析，可以看出玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格變化有一定的影響，同時(shí)對(duì)大豆供求平衡也存在影響，所以在即將建立的模型中把玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量作為解釋變量來(lái)解釋大豆價(jià)格的變化，并運(yùn)用線性回歸方法對(duì)其進(jìn)行分析，其中玉米油產(chǎn)量作為解釋變量X1、玉米油價(jià)格作為解釋變量X2、大豆消費(fèi)量作為解釋變量X3、大豆進(jìn)口量作為解釋變量X4，大豆價(jià)格作為被解釋變量Y。

1.1.1 數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析

通過(guò)查閱中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2005—2015年的大豆價(jià)格、玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格(一級(jí)玉米油)、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量數(shù)據(jù)，整理得到表1，并利用Eviews軟件對(duì)表1中數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果見(jiàn)表2。從表2中可以看出，大豆的平均價(jià)格是3 676.636元/t，玉米油平均產(chǎn)量44.909 09 萬(wàn)t，玉米油平均價(jià)格8 113.129元/t，大豆平均消費(fèi)量是6 689.682萬(wàn)t,大豆平均進(jìn)口量是4 976.339萬(wàn)t。大豆價(jià)格的最大值是4 950元/t，最小值2 330元/t，玉米油產(chǎn)量的最大值100萬(wàn)t，最小值12.44萬(wàn)t，玉米油價(jià)格的最大值10 575元/t，最小值5 150元/t，大豆消費(fèi)量的最大值9 364萬(wàn)t，最小值是4 360萬(wàn)t，大豆進(jìn)口量的最大值8 169萬(wàn)t，最小值是2 659萬(wàn)t，這些數(shù)據(jù)反映出2005—2015年間大豆價(jià)格、玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆消費(fèi)量、大豆進(jìn)口量變化波動(dòng)很大。標(biāo)準(zhǔn)偏差表示數(shù)據(jù)離散程度的標(biāo)準(zhǔn)差，其值可以看出大豆價(jià)格、玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量5個(gè)變量的數(shù)據(jù)存在一定的上下波動(dòng)但總體有規(guī)律可循。統(tǒng)計(jì)量Jarque-Bera是檢驗(yàn)變量總體分布是否服從正態(tài)分布，其值在0或3附近是服從正態(tài)分布，從數(shù)據(jù)結(jié)果(Y、X1、X2、X3、X4的Jarque-Bera分別為0.471 226、0.762 918、0.719 667、0.827 972、0.641 639)顯示數(shù)據(jù)不服從正態(tài)分布，而是接近線性分布。

表1 2005—2015年解釋變量和被解釋變量的數(shù)據(jù)

表2 統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

1.1.2 相關(guān)性分析

相關(guān)性分析是指對(duì)具有相關(guān)性的變量之間進(jìn)行分析，衡量變量之間的相關(guān)密切程度。只有變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性才能夠進(jìn)行模型的建立，否則就沒(méi)有意義，所以需要分析解釋變量與被解釋變量間的相關(guān)關(guān)系，建立的模型才具有實(shí)際意義。下面利用Eviews軟件繪制出大豆價(jià)格與玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量的線性相關(guān)圖(見(jiàn)圖1)。

圖1 2005—2015年各變量之間的線性相關(guān)圖

從圖1中可以看出，大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量總體呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢(shì)，玉米油價(jià)格呈現(xiàn)上下波動(dòng)趨勢(shì)，大豆價(jià)格起初呈現(xiàn)逐漸上升的趨勢(shì)，后期呈下降趨勢(shì)，由此可判斷玉米油產(chǎn)量、玉米油價(jià)格、大豆進(jìn)口量和大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格產(chǎn)生了影響，具體做相關(guān)性分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 各變量的相關(guān)系數(shù)

根據(jù)相關(guān)性的判斷原則，當(dāng)變量之間相關(guān)系數(shù)在0.8以上時(shí)屬于高度相關(guān)，這說(shuō)明表3中Y與X2、X3和X4之間存在高度相關(guān)，所以可以建立我國(guó)大豆價(jià)格的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。

Y=C+C1X1+C2X2+C3X3+C4X4+u

式中：C1、C2、C3、C4、C、u為待估計(jì)參數(shù)。

建模原理是基于非線性最小二乘法和自回歸移動(dòng)平均，運(yùn)用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。建立好模型后利用Eviews軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，在本文中選用回歸分析方法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，回歸分析結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 回歸分析結(jié)果

注：可決系數(shù)0.897 448，調(diào)整后的可決系數(shù)0.829 080，杜賓-瓦森統(tǒng)計(jì)量1.858 634，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量13.126 75。

1.2 模型的檢驗(yàn)

模型是否具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義，統(tǒng)計(jì)是否具有足夠的可靠性，還需要進(jìn)行檢驗(yàn)。因?yàn)榻⒛Ｐ蜁r(shí)我們對(duì)問(wèn)題的認(rèn)識(shí)可能存在局限性或者數(shù)據(jù)可能存在的不可靠性，從而導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)特殊性或者偏差，所以建立好模型之后需要對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.2.1 擬合度檢驗(yàn)

可決系數(shù)，也被稱(chēng)為方程擬合優(yōu)度，是表示預(yù)測(cè)模型與實(shí)際模型的擬合程度，可決系數(shù)數(shù)值越接近1表示擬合得越好，但通常進(jìn)行擬合度檢驗(yàn)時(shí)以數(shù)值0.8作為邊界值進(jìn)行衡量。表4中顯示，可決系數(shù)為0.897 448，大于0.8，表明模型在整體上的擬合優(yōu)度很好，在接受的范圍內(nèi)。

1.2.2 自相關(guān)性檢驗(yàn)

杜賓-瓦森(D.W)統(tǒng)計(jì)量，用于檢驗(yàn)殘差序列的一階自相關(guān)性；當(dāng)D.W值為2時(shí)則不存在自相關(guān)性，當(dāng)D.W值接近0時(shí)存在正的相關(guān)性，當(dāng)D.W值接近4時(shí)則存在負(fù)的相關(guān)性，但通常在進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，如果D.W值分布在2附近，則認(rèn)為不存在自相關(guān)性。表4 中D.W值為1.858 634，接近于2，說(shuō)明不存在一階自相關(guān)性。

1.2.3 異方差性檢驗(yàn)

在經(jīng)典的線性回歸模型中有一個(gè)假定，即回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)具有相同的方差，而出現(xiàn)異方差，則說(shuō)明這個(gè)模型不符合回歸模型。判斷模型是否存在異方差性的方法有圖示檢驗(yàn)法、戈德菲爾德-匡特檢驗(yàn)、懷特檢驗(yàn)、戈里塞檢驗(yàn)等，其中懷特檢驗(yàn)對(duì)截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列模型都可以進(jìn)行檢驗(yàn)，并且同時(shí)能夠判斷出是哪一個(gè)變量引起的異方差性，所以在這里運(yùn)用懷特檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為nR2=2.650 634，由于χ2(4)=9.488>nR2=2.650 634，因此在顯著性水平α=0.05的情況下，不存在異方差性。

1.2.4 多重共線性檢驗(yàn)

多重共線性說(shuō)明回歸分析模型中變量之間存在高度相關(guān)關(guān)系或者完全相關(guān)關(guān)系，導(dǎo)致模型難以準(zhǔn)確估計(jì)或者失去真正的結(jié)果，造成這種現(xiàn)象是由于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的限制使得模型設(shè)計(jì)不當(dāng)，導(dǎo)致解釋變量間存在相關(guān)關(guān)系。本文采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法對(duì)多重共線性進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)表3中的數(shù)據(jù)顯示，大豆價(jià)格Y與玉米油產(chǎn)量X1、玉米油價(jià)格X2、大豆消費(fèi)量X3和大豆進(jìn)口量X4的相關(guān)系數(shù)分別為0.786 986、0.881 594、0.899 235、0.861 961，并且X2、X3和X4的相關(guān)系數(shù)均在0.9左右，但在表4的回歸分析結(jié)果中變量X1、X2、X3、X4的回歸系數(shù)無(wú)法通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此解釋變量之間存在多重共線性，需要進(jìn)行修正。

1.2.5 顯著性檢驗(yàn)

F檢驗(yàn)是檢驗(yàn)回歸方程中回歸關(guān)系的顯著性，若回歸關(guān)系顯著則說(shuō)明回歸方程整體顯著。從表4看到，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為13.126 75，大于臨界值F0.05(4,6)=4.53，所以方程的顯著性檢驗(yàn)通過(guò)。

1.3 模型的修正

根據(jù)1.2檢驗(yàn)分析說(shuō)明建立的模型擬合良好，不存在自相關(guān)性和異方差性，但存在多重共線性，所以需要對(duì)多重共線性進(jìn)行修正。

修正多重共線性就需要確定變量中哪個(gè)變量與其他變量存在共線性，然后采取相應(yīng)措施進(jìn)行修正。因?yàn)橹鸩交貧w法是對(duì)變量逐個(gè)進(jìn)行分析，能判斷出是哪個(gè)變量與其他變量之間存在共線性，所以采用逐步回歸法對(duì)多重共線性進(jìn)行修正。逐步回歸法分兩步進(jìn)行，第一步，找出最簡(jiǎn)單的回歸模型，具體的操作過(guò)程是使變量Y依次與變量X1、X2、X3、X4進(jìn)行回歸分析，并匯總，結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 回歸模型匯總

從表5中可以看出，Y與X3的回歸模型的可決系數(shù)的值最大，為0.808 642，所以變量Y受到變量X3的影響最大，因此選擇變量Y與變量X3的回歸模型為初始回歸模型。第二步，逐步回歸，根據(jù)第一步中確定的初始回歸模型，分別依次將其他變量導(dǎo)入初始回歸模型，找到最佳回歸模型。逐步回歸的具體步驟是，將變量X1、X2、X4依次導(dǎo)入初始回歸模型，然后判斷變量回歸系數(shù)是否通過(guò)t檢驗(yàn)(在10%顯著性水平)，若通過(guò)t檢驗(yàn)則變量進(jìn)入模型，若不通過(guò)t檢驗(yàn)則說(shuō)明該變量與其他變量存在共線性，該變量不進(jìn)入模型。具體分析過(guò)程為：第一次變量導(dǎo)入時(shí)，變量X1的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值為-1.531 647t0.1(8)=1.859 5，通過(guò)t檢驗(yàn)，所以變量X2進(jìn)入模型；第三次變量導(dǎo)入時(shí)，變量X4的回歸系數(shù)t檢驗(yàn)值為0.048 073

2 結(jié)果與分析

由1.3的修正結(jié)果得知，最終模型中的解釋變量只有變量X2和X3， 針對(duì)修正后的結(jié)果再次運(yùn)用回歸分析法對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，得到修正后的回歸分析結(jié)果見(jiàn)表6。

表6 修正后的回歸分析結(jié)果

注：可決系數(shù)0.893 947，調(diào)整后的可決系數(shù)0.867 434，杜賓-瓦森統(tǒng)計(jì)量1.807 037，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量33.717 05。

從表6中可以看出，可決系數(shù)為0.893 947，說(shuō)明修正后的模型的擬合優(yōu)度依然很好，杜賓-瓦森統(tǒng)計(jì)量為1.807 037，說(shuō)明模型依然不存在自相關(guān)性。模型對(duì)多重共線性進(jìn)行了修正，模型中變量都通過(guò)了t檢驗(yàn)，說(shuō)明模型變量之間不存在共線性，最終得到大豆價(jià)格的影響因素模型為：

Y=410.483 0+0.196 343X2+0.250 117X3

對(duì)回歸結(jié)果分析得到，大豆價(jià)格89%的變化受玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量的影響，t統(tǒng)計(jì)量的臨界值為1.833 1(在10%的顯著水平下)，變量X2、X3都通過(guò)了t檢驗(yàn)，說(shuō)明玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格有顯著的影響，而且X3系數(shù)大于X2系數(shù)，表明我國(guó)大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格變化的影響較大，使大豆價(jià)格有明顯的波動(dòng)。雖然兩者對(duì)大豆價(jià)格影響程度不同，但對(duì)大豆價(jià)格的影響方向一致。X2和X3對(duì)我國(guó)大豆價(jià)格的影響都是正向的，即當(dāng)玉米油價(jià)格和大豆的消費(fèi)量增加時(shí)，大豆價(jià)格也隨著上升。所以，如果要使我國(guó)大豆價(jià)格平穩(wěn)，不僅要對(duì)大豆的供需關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)，還要考慮與我國(guó)大豆行業(yè)存在競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的其他行業(yè)的影響。玉米產(chǎn)業(yè)鏈中的玉米油與大豆產(chǎn)業(yè)鏈中的大豆油是具有競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系的替代產(chǎn)品，尤其近年來(lái)人們逐漸青睞食用玉米油，因此玉米油價(jià)格變化會(huì)直接影響大豆油價(jià)格，而大豆油價(jià)格變化又直接影響大豆價(jià)格，所以玉米油價(jià)格變化對(duì)大豆價(jià)格也會(huì)產(chǎn)生間接影響。因此，在考慮影響大豆價(jià)格的因素時(shí)，玉米油價(jià)格是不可忽視的影響因素，雖然兩者之間沒(méi)有直接的影響關(guān)系，但是研究結(jié)果表明兩者之間確實(shí)存在相關(guān)關(guān)系。影響大豆價(jià)格的因素有很多，不只有玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量，這就是為什么會(huì)在模型中引入隨機(jī)誤差項(xiàng)，因?yàn)殡S機(jī)誤差包含除了玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量以外的其他因素對(duì)大豆價(jià)格影響，同時(shí)也包括模型中被剔除的玉米油產(chǎn)量和大豆進(jìn)口量。

3 結(jié) 論

玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量對(duì)大豆價(jià)格都有顯著的影響，大豆價(jià)格與玉米油價(jià)格和大豆消費(fèi)量呈正相關(guān)關(guān)系。所以當(dāng)政府在制定政策或?qū)嵤┱叩臅r(shí)候要著重考慮大豆供需平衡和行業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，同時(shí)也要根據(jù)市場(chǎng)的供需變化，對(duì)農(nóng)民的春種秋收提供指導(dǎo)性意見(jiàn)，或者政府專(zhuān)門(mén)成立一些組織根據(jù)地區(qū)特點(diǎn)對(duì)農(nóng)民的生產(chǎn)活動(dòng)進(jìn)行指導(dǎo)，使農(nóng)民能夠進(jìn)行科學(xué)種植，降低耕種成本的同時(shí)獲得最大收益。

[1] 趙玉.國(guó)際大豆價(jià)格傳導(dǎo)與均衡的變結(jié)構(gòu)分析[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2009，24(12)：78-81.

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Analysis of factors affecting soybean price in China

DU Rong, ZHU Lijuan

(Crisis Management Research Institute, School of Economics and Management,Harbin Engineering University, Harbin 150001,China)

In recent years, China’s soybean price fluctuation was significant and showed irregular, the reason for this phenomenon was that the domestic and foreign environment became more and more complicated, economic situation was becoming increasingly grim, the competition in the industry was increasingly fierce, and most of the processing enterprises excessively depended on soybean imports, resulting in that domestic soybean supply exceeded demand at home. The affecting factors on soybean price were analysed and inspected by principle of econometrics and statistics. The results showed that the price of corn oil and soybean consumption had significant influences on soybean price, and they were positively correlated with soybean price. It could provide the constructive suggestions for the government and relevant departments to judge soybean price trend and formulate the related policy.

soybean; econometric model; price; influencing factor

2016-11-07;

2017-03-14

哈爾濱工程大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專(zhuān)項(xiàng)(HEUCF150907);哈爾濱工程大學(xué)2015級(jí)研究生培養(yǎng)基金

杜 蓉(1964)，女，教授，博士，研究方向?yàn)楣芾頉Q策仿真、危機(jī)管理(E-mail)1109036208@qq.com。

朱麗娟，碩士研究生(E-mail)zhulijuan231@163.com。

TS222.1； F313.7

A

1003-7969(2017)06-0001-05