经济论文分析
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经济论文分析范文第1篇
通过研究相关研究文献，本人总结出农业经济增长与农业生产自然制约条件、农业人力资本投入、农业生产资本投入、农业生产技术、农业经济的市场作用、农业生产条件制约因素等密切相关。本文选取了与农业总产值(TVAO)相关性较强且能反映农业经济增长的10个指标，所选指标包括农业机械总动力(TPAM)、农作物总播种面积（TSA)、受灾面积（DA)、农业就业人数（AE)、国家财政农业支出（NFAE)、化肥施用量（AQCF)、有效灌溉面积（EIA）种植业占农林牧渔业的比重(PIR)、农产品生产价格指数(APPI)以及农村中学师生比(SFR)。
在上述所选指标中，农作物播种面积、受灾面积反映了农业生产的自然制约条件；国家财政农业支出反映了农业生产的资本投入；农业从业人数属于农业人力资本范畴；因为农村中学师生比的变动可间接反映农业科技进步与生产效率的变化，我们将其划为农业生产技术；农产品生产价格指数、农业生产结构调整是农业经济的市场作用；而机械总动力、化肥施用量、灌溉面积属于农业生产条件制约因素。
数据源自1985至2012年的《中国统计年鉴》与《中国农村统计年鉴》。在本文的研究中涉及大量的变量，为避免变量间可能具有的多重共线性对参数估计与分析结果的影响，通过主成分分析方法选取适当的相互独立的能够较好的反映原变量指标的综合信息的主成分，并在此基础上进行主成分回归，解决多元回归分析中的多重共线性问题。然而，主成分回归方法不能够解决异常值的问题，并且也不能及时、准确地反映时间序列的数据的变化特征与趋势。为弥补这个弊端与增加模型的估计精度，本文将主成分回归这一长期静态模型的误差项作为均衡误差，建立主成分回归的短期动态的误差修正模型，以此来修正主成分回归模型，据此来研究影响我国农业长期经济增长与短期经济增长的因素。。
2实证分析
本文对变量进行了自然对数化处理以降低序列短期波动，更准确把握其长期变化趋势,并在此基础上对数据标准化以消除量纲对数据结构的影响。本文所采用的计量方法均使用软件R进行分析。对因变量进行主成分分析并设置贡献度阈值为0.8，得到第一主成分F1、第二主成分F2的特征值分别为6.803、2.131，方差的贡献度分别为0.680、0.213，二者贡献度之和为0.893，由此前两个主成分适用于主成分分析，制约因素弹性对值和为0.376。综合长、短期影响农业经济增长因素分析的结果，影响农业总产值的第一综合因素为农业生产条件，且其弹性贡献度明显大幅高于其他因素，农业生产条件中农业机械总动力、农村用电量、有效灌溉面积效用均低于化肥施用量及农药使用量的效用，说明在现有自然制约条件下我国农业增产长期过度依赖于化肥施用量与农药使用量。数据显示1980-2012年33年间我国化肥使用量由1269.4万吨上升至5838.8万吨，年均增长13.9%，此造成的生态环境的污染与破坏，不利于我国农业的健康可持续发展；农业机械总动力由14745.7千万W增长至102559千万W，年均增长21.1%，但现今农机、农业用能投入与发达国家比仍相对不足，具有较大上升空间。
第二综合因素为市场的作用，33年间农业占农林牧渔业的比重由0.756%减至0.524%，其每减少1%将促使农业经济长短期分别增长0.135%、0.123%，农产品生产价格指数每增加1%，仅仅刺激农业经济长短期分别增长0.14%、0.126%，这与农业生产价格指数上升造成农业部门成本增加的压力过重，利润预期的减少降低了农业从业人员进行农业生产的积极性有关。第三综合因素为自然制约条件，其中农作物总播种面积每减少1个百分点，从长期来看，我国农业经济将萎缩0.136%，短期减产0.12%；我们发现，受灾面积对农业总产值的增加起到微弱正向作用，与我们的认知相矛盾，这可能是由于随着国家的发展，我国应对自然灾害的能力得到较大提升，灾害的负面影响被预防灾害与抗灾的日趋完善的工作体系和能力消除所造成的。第四综合因素为农业生产资本投入，33年间国家财政农业支出由150亿元增加至12387.6亿元，年均增长250.3%，其增加1个百分点将促进我国农业经济长期上增长0.133%和短期上增长0.114%。第五综合因素为农业生产技术，33年间反映农业生产技术的农村中学师生比由0.053591增加到0.0999人，其每增长1%，长、短期上推动农业经济增长0.075%、0.057%。第六综合因素为人力资源，我国农业从业人员一个百分点的增长，仅仅使农业总产值长、短期上分别增长0.01%、0.022%，其贡献微弱与我国农业劳动力过剩及农业部门生产效率低下有关。
3政策启示
农业生产条件是影响我国农业经济发展的最主要因素，必须通过改善我国农业生产条件、加大先进农机设备研发投入、保障能源供给、合理化农业用能结构和布局、建立农业机械化公共服务体系及发展机械与水利配套基础设施、提升农机作业服务的组织化程度来实现我国农业生产现代化，并缩小与发达国家的差距。化肥与农药的使用虽然对农业生产有着显著的短期作用和较长的持续效应，却也严重影响了我国农业持续健康发展。据此，我国农业发展必须谨慎合理的使用化肥农药,要在增加土壤肥力、提升土壤有机质的同时，最大程度的减轻对环境的污染，并通对农业环境的治理保障我国粮食生产的安全性与可持续性，加大宣传力度，使绿色生产、绿色消费观念的深入人心。在社会主义市场经济大背景下，农业经济部门逐渐并入市场经济体系，此对农业经济增长既是挑战亦是机遇，建立健全农业生产信息的传播机制以及完善农产品市场信息系统成为必要，以此确保市场信息的及时性与易得性，充分发挥市场的作用来稳定农产品市场价格以及优化农业产业结构。
经济论文分析范文第2篇
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经济论文分析范文第3篇
[关键词]经济辐射理论分析方法
一、经济辐射的含义
经济辐射是指经济发展水平和现代化程度相对较高地区的与经济发展较落后的地区之间进行资本、人才、技术、市场等要素的流动和转移，以及思想观念、思维方式、生活习惯等方面的传播，以现代化的思想观念、思维方式替代与现代化相悖的旧习惯势力，从而进一步提高经济资源配置的效率。
二、国外的经济辐射理论
国外对经济辐射现象的理论研究比较早，主流理论有以下几种:
1.增长极理论
经济增长极最早于1955年由法国经济学家弗朗索瓦·佩雷提出。其核心内容是：经济增长不会同时出现在所有地方，总是首先由少数区位条件优越的点发展成为经济增长极。增长极的辐射表现为通过增长极的极化效应使资金、能量、信息、人才等向发达地区集中，之后再通过扩散效应把经济动力与创新成果传导到广大的腹地。布代维尔从理论上将增长极概念的经济空间推广到地理空间，认为增长极有两种含义：一是在经济意义上特指推进型主导产业部门；二是地理意义上特指区位条件优越的地区。
2.点轴开发理论
该理论是把国民经济看作是由点、轴组成的空间组织结构，“点”即增长极，“轴”即交通干线。松巴特认为空间极化不仅会出现在若干点上，也可以出现在连接各点的重要交通干线及其沿线的线状地带上。它一产生，就会对产业和人口产生巨大的吸引力，导致产业和人口在沿线的聚集，形成新的增长极与点线一体的极化带。使极化过程与扩散过程在空间上可以沿着既定的方向连续进行，由单个、静态的点成为一个空间的量，因而具有了动态的性质。
3.网络开发理论
在经济布局框架已经形成，点轴系统比较完善的地区，进一步开发就可以构成现代区域的空间开发结构，实行网络开发。网络开发必须同时具备三大要素：一是“节点”，即以各类中心城镇为增长极；二是“域面”，即沿轴线两侧“节点”所吸引的范围；三是“网络”，由物流、人流、资本流、技术流、信息流等的流动网及交通、通讯网组成。
三、国内的经济辐射理论
我国自改革开放以来，城市迅速发展，城市化水平不断提高，大城市和特大城市有了很大的发展，经济实力和辐射扩散能力不断增强。因此，国内有关学者对此进行了研究。
1987年，陈田首先对全国性城市经济影响区域的空间组织进行研究，定义了城市经济影响区。他认为：城市经济影响区是城市经济活动影响能力能够带动和促进区域经济发展的最大地域范围。
1993年，复旦发展研究院课题组提出大都市经济圈的概念，也就是某一大城市突破行政区划的局限同它邻区化或化的地区成紧密经济联系的一体化经济区。
2002年，胡序威提出都市区是由中心市和非农化水平较高，与中心市存在着密切社会经济联系的邻接县（市）两部分组成。都市区的地域范围，即为与中心市保持便捷通勤联系，或城市功能由中心市向外扩散直接影响所及的范围。其地域范围的大小与中心市规模的大小呈正相关。
2003年，孙娟综合采用空间要素、时间要素、流量要素以及引力要素界定出四个空间范围，然后将这四个空间范围进行叠加划分出南京都市圈的范围。
四、我国实证研究方法的现状
随着经济的高速发展，对经济辐射现象的研究得到了我国有关学者的高度重视，除了对该现象的形成与发展做了大量的研究工作外，他们的研究方向由最初的理论方面转向实证方面。
1.开放经济下的经济辐射研究方法
这种研究方法考虑了经济体与经济体之间的物质、资金、信息等要素的流动及其相互间的影响。
学者周旭霞将一国对另一国的经济辐射强度进行了实证分析。她借鉴了对外贸易乘数的研究方法，在两国模型中，推演了一国对另一国经济辐射强度的数学计算方法。（具体推演步骤见参考文献原文）。
学者周旭霞先假设只存在本国和外国两个国家，然后根据本国和外国的国民收支供需均衡方程，将本国和外国的消费函数和进口函数代入方程，在根据本国的出口即外国的进口、本国的进口即外国的出口这个默认条件，整理出本国对外国经济辐射强度计算公式：
h为一国对另一国的经济辐射强度，m为本国的边际进口倾向，s为本国的边际储蓄倾向，m*为外国的边际进口倾向，s*为外国的边际储蓄倾向。
在得出该公式之后，该学者分别计算了中国对香港、日本和美国的经济辐射强度。
另外，学者陈正伟在《总部经济辐射力的统计测定方法》一文中对经济辐射强度也作了研究。该学者定义总部经济辐射能力(外向度)指数的计算公式为：
在此基础上，该学者选取了10项指标来反映总部经济辐射能力：单位分布辐射力、全部业务收入辐射力、资本运营辐射力、负债辐射力、资产辐射力、税收效应辐射力、就业岗位贡献辐射力、要素贡献辐射力、国民经济辐射力、技术进步辐射力（指标计算公式见参考文献原文），然后进行了实证分析。
可以看出，这两位学者在研究时，都考虑了研究对象与外部的联系。根据学者周旭霞的研究方法，可以计算一个地区对另一个地区的经济辐射强度，这种研究方法具有很强的针对性。但美中不足的是，该方法只适用于国与国之间的研究。因此，笔者一直在思考：如何将该方法运用于地区之间的研究，如何使二元的研究变成多元的研究，如何选取地区的指标，如何定义计算经济辐射强度的公式。
学者陈正伟的研究方法与学者周旭霞的相比，更适用于地区经济辐射强度的研究。但是，根据他的计算公式可以看出，其计算结果的意义比较宽泛，只是笼统地让人知道该经济体的经济辐射强度是多少数值，并不具有很强的针对性。
2.封闭经济下的经济辐射研究方法
该研究方法所采用的指标数据仅局限于研究对象本身，未考虑研究对象与其他地区物质、资金和信息等要素的流动情况。这种方法主要是采用多元统计方法中的主成分分析法，计算出各个研究对象的综合经济实力，然后把该结果代入相关公式计算，得出经济辐射强度或经济辐射半径。
例如，学者高丽娜在《泛长三角核心区中心城市经济辐射半径的界定》一文中，首先选定年末总人口、年末就业人员数、工业总产值、GDP、城镇固定资产投资、地方财政预算内收人、社会消费品零售总额、第二产业增加值、第三产业增加值、进出口总额、实际利用外资额、地方财政预算内支出、存款余额、贷款余额这14个具有代表性的指标，然后运用主成分分析法分别计算长三角16个城市的综合经济实力，然后将该数值代入经济辐射半径计算公式，算出了综合经济实排名前五城市的经济辐射半径。
文章《小城镇经济辐射区定量分析》的研究方法与高丽娜的研究方法大致相似，亦是先选定了非农人口比重、农村非农产值比重、居民点和工矿用地比重、农村第三产业比重、人均GDP、小城镇财政收入、人均乡镇企业收入、劳动力转移比重、电话门数/百人、初中文化所占比重10项指标，然后运用主成分分析法分别计算重庆大足县22个小城镇的综合经济实力，然后将这22个综合经济实力数据代入有关公式，计算得出该22个小城镇的经济辐射半径。
由以上两则例子看出，封闭经济下的经济辐射研究方法，选定的各项指标数据只是描述研究对象自身的特征，数据并不涉及研究对象与外部的联系情况。因此，笔者将这类研究方法定义为封闭经济下的经济辐射研究方法。笔者建议，在进行有关经济辐射问题研究时，应选取相当数量的与外部有联系的指标，这样做将能使最终的计算结果更为科学和准确。
另外，使用主成分分析法其主要目的是减少描述研究对象的指标数量，同时使研究对象的特征更明显。显然，用主成分分析法计算得出的综合经济实力只是一个简化后的用来描述研究对象特征的一个综合指标，无论是求两个研究对象综合经济实力的比值，还是将综合经济实力代入有关公式进行计算，其结果具有的辐射意义并不是很充分。故笔者认为，在选取数学模型时，应尽量考虑模型的适用程度。
经济论文分析范文第4篇
在本模型中，具体推算将围绕战后环太平洋地区的美国、日本、韩国、中国大陆、台湾省、菲律宾、泰国、马来西亚、印度尼西亚、澳大利亚共10个国家或地区的数据进行。另外，由于篇幅的限制，无法写出全部方程式。感兴趣的读者请参照大西广著：《环太平洋诸国的兴衰与相互依存》（京都大学出版会），以及京都大学大学院经济学研究科的主页(pacific.kyoto-u.ac.jp/text/index.htm)。
1.关于资本输出与经济增长的计量模型
考虑如下模型：
Y=f(BC)f′＞0(1)
该式中，Y表示GNP，BC表示资本输入额，f(·)表示Y由BC决定。但BC并非直接决定各国的生产力水平(Y)，直接决定Y的是资本存量（设其为K），即：
Y=f(K)f′＞0(2)
K（本期值）可以用K[,-1]（上期值）、d（折旧率）、I（本期投资）表示：
K=(1-d)K[,-1]+I(3)
其中，I随着海外资本流入的增加而增加：
I=f(BC)=f′＞0(4)
综观(2)～(4)式，可以看出，BC通过I、K决定Y。也就是说，(1)式的关系可以分解为(2)～(4)式的关系。不过，还要附加其它解释变量加以具体推算。例如，在(2)式中，除了考虑K，还要以人口N（劳动力的替代变量）为解释变量，运用C-D型生产函数加以推算；再如，在(4)式中，分别以S、ME、CD代表国内总储蓄、军事支出、关税，则有：
I=f(S+BC),ME/Y,CD/Y)
f(S+BC)＞0,f(ME/Y)＜0,f(CD/Y)＜0(5)
在该式中，之所以将(S+BC)、而不是将BC作为解释变量之一，是因为投资是国内投资供给与来自国外的投资（资本输入）之和（在此，直接投资也包含在BC中）。将ME/Y，CD/Y作为解释变量的理由，将在本部分的第3小节中说明。
2.关于工资水平与国际资本移动的模型
设利润率为π，由于资本向利润率高的落后国家移动，故：
BC=f(π)f′＞0(6)
又因为，利润率取决于资本的稀缺程度、地价(PL)、工资水平(W)、原料价格(PM)，故：
π=f(K,PL,W,PM)f[,K]＜0，f[,PL]＜0，f[,W]＜0，f[,PM]＜0(7)
把(7)式代入(6)式，得：
BC=f(K,PL,W,PM)f[,K]＜0，f[,PL]＜0，f[,W]＜0，f[,PM]＜0(8)
在我们的模型中，首先，忽略了4个解释变量中的K和PM，这样做的理由是，与第一次世界大战前不同，在二战后的现代世界，原料在国际间的移动极其容易，在一个国家或地区内，“过剩”的资本产出的产品如果能够出口，也就无所谓“过剩”。在每天24小时开放的国际市场上，原料价格由“国际价格”决定，同样，产品价格也完全国际化了。因此，在思考当代资本输出时，至少是在直接投资一方，企业完全可以去往世界的任何一个角落，并以此为前提决定是否输出资本。企业决策是否投资的主要依据只是使其设备运转的成本——工资的高低。这是因为，虽然资本的国际移动十分容易，但劳动力移动十分困难。（由于劳动力再生产必须在长期中进行，其体制，譬如至少是学校教育制度不可能在国家之间移动。）我们从日本向“四小龙”、东盟诸国、中国等低工资国家或地区大量输出资本这一现象中，也可以很容易地想象到这一点。因此，我们有充分的理由将K、PM从(7)和(8)中忽略掉。
在实际推算过程中，我们还进一步省略了PL（工资作为各国工资之比，在与美国、日本有关的方程式中还加进了日本的利息率），这不仅是因为适当的PL值难以得到，还因为PL和W都可以用“经济发展水平”这一变量说明。也就是说，如果以Y/N表示“经济发展水平”，则：
PL=f(Y/N)f′＞0
W=f(Y/N)f′＞0(9)
PL、W的变动趋势基本是一致的。也就是说，在这里，W可以作为PL的替代变量使用。
3.关于经济实力与政治变量的模型
以下，对于国际间的政治摩擦建立有关方程式。因为关税政策与军事支出作为比较数据较容易入手，因此，这一工作将围绕它们进行。
首先，对直接决定各国市场分割程度的保护关税(CD)来说，以BP表示贸易收支，一般地：
CD/Y=f(BP/Y)f′＜0(10)
这是因为，各国的经济实力可以通过出口竞争力强弱、因而可以通过贸易不平衡的程度（BP对GDP之比）测量。其变化（不平衡发展）必然会导致各国政府围绕与瓜分市场有关的政治变量（在上式中是CD与GDP之比）的斗争。
接着，我们就军事支出(ME)建立了方程式：
ME/Y=f（该国的GPD／某外国的GDP）(11)
在此需要提醒读者注意的是，右边的解释变量直接表现出了各国经济的不平衡发展。而经济不平衡发展又带来了军事势力的消长，ME决定着一个国家在国际政治舞台上的发言权。进一步说来，经济实力的相对提高必然要求更大的市场份额，为此就必须加强对外谈判能力或军事力量。尤其是，(9)式左边，我们采用了GDP对军事支出的负担率，而不用（该国的ME／某外国的ME），读者对此应该尤为关注：这个方程式显示出“大国”（经济力量相对强大）具有强化军事力量的欲望或军国主义倾向。实际上，日、美、东盟三方都能够用这个方程式推算。只有1969年以前的日本不能采用这个函数式推算（由于统计的适用性太差）。这是因为，1969年以前，国际社会抑制日本军备的能力很强（实际上，二战后直到1969年，日本军费开支在GDP中的比率存在下降的趋向）。
尚需对(10)和(11)式说明的是，(10)式中引发CD提高的是经济竞争力下降，而(11)式中增加ME的压力随着经济实力的增强而加大。这看上去是不对称的。关于这一点，也许有人认为，这是因具体情况不同和两个方程式的理论基础不同，但是，并非如此。提高CD是阻止它国资本进入本国市场的防御性措施，而增加ME是干预它国政策的进攻性措施。这都是由“非对称性”引起的。
4.政治变量对经济变量的反作用
以上看到的政治反应都是基于本国资本的利害作出的。但从长期来看，这种意图未必能够实现，有时甚至会带来相反的效果，这类例子比比皆是。如P·肯尼迪在《大国的兴衰》（1987年）一书中就主张，大国军事支出的不断增加是妨碍其经济增长的主要原因。这就引起了与(11)式阐述的“大国欲望”相反的效果。如果着眼于经济增长最终是由投资积累引起的，就会明白我们为什么在(5)式中将(ME/Y)作为投资的解释变量。假定f[,ME/Y]＜0也是基于同样的考虑。
二、环太平洋计量经济模型的理论意义
在本部分，我们将对上面建立起来的计量模型进行验证，并探讨其理论意义。
1、“不均衡发展”模型的表现
计量模型对现实经济的解释进行了多种尝试，在此，由于篇幅关系，我们将重点放在“不平衡发展”的表现能力上。首先，请看表1，这是对环太平洋诸国（或地区）从1995年到2025年期间以5年为一个阶段的实际增长率的预测（以美元计价）。由于这个预测是在1998年初即亚洲金融危机深化期间进行的，因此，有人评价这个预测结果“过于乐观”，但是，总的看来，其后的发展证明这一预测大致是正确的。包括该预测期间在内，1950年后的约75年间，如果以线段表示各国、各地区以美元计价的高速增长时期，其结果如图1。如图1所示，不管哪个国家或地区，肯定会有30～50年间左右的高速增长时期，所谓各国、各地区之间的不平衡发展只不过是高速增长时期在它们之间的移动。
附图
附图
2.透过国际资本移动看国际相互依存关系
除了上述内容之外，我们的模型还显示出其它种种饶有趣味的结果。表现国际相互依存关系是该模型的目的之一，因此，在表2中显示了：10个国家或地区中的其中一个国家或地区的资本积累增加对其它国家或地区GDP的影响。
附图
我们来看一下受影响的国家或地区。由表中可知，除了极少数外，该影响大都为正。这表明，“过剩”的资本会导致利润率下降，进而导致他国（地区）流入该国（地区）的资本减少或者该国（地区）资本向他国流出扩大。因此，本模型中的这个机制会对其他国家（地区）的经济产生正面影响。
从日本经济的发展过程来看，我们不能完全否定“产业空洞化”。“产业空洞化”是日本经济增长的结果，是向发展中国家转移其成果的活动。这一“转移”尽管对日本来说意味着某种程度的“停滞”，但从世界范围来看却意味着经济发展。只要上述国际相互依存关系存在，日本就可以通过某种方式分享发展中国家经济发展的好处。
3.生产率提高对他国（或地区）的影响
下面的表3显示了：某个国家或地区的生产率提高对其它国家或地区GDP带来的影响。
附图
相对于前述资本积累总体上正面影响占主导地位来说，该表的首要特征是，负面影响是主要的。其原因在于，该国家或地区的生产率提高，提高了该国家或地区相对于其它国家或地区的相对利润率，进而带来了吸引其他国家或地区资本的效应。
经济论文分析范文第5篇
关键词：并联机床；精度分析；位姿误差
1并联机床误差基本分类及特点
（1）转换误差。转换误差是并联运动机床所特有的一种误差。它是由于控制系统中的运动学模型与实际机构运动学之间的差别造成的。产生这种误差的原因如下：运动学模型含有某些简化和假设，例如万向铰链的轴线与线性轴线不平坦性之间的差异是忽略不计的；并联机构几何参数数量大，相互之间是非线性耦合。
（2）动平台质量所造成的误差。由于并联运动机床的运动学柔性以及机床刚度在整个工作空间内不是常数，动平台的质量(重力)将导致实际机床结构的静态弹性变形量随机床动平台的位置而变化。
（3）弹性变形。弹性变形是机床构件在受力后的变形量。除上面提到的重力外，切削力和加速运动时的惯性力是并联运动机床变形的主要来源。并联运动机床动态载荷下的精确弹性变形是通过计算方法获得。
（4）振动误差。并联运动机床的动态刚度取决于它的固有频率，最低固有频率将限制机床的动态性能。通过刀头点位置测量和控制来进行补偿。
（5）驱动误差。对于用高速切削的并联机床来说，驱动误差是不可忽视的。在高速运动的情况下，当驱动力变化，或者改变速度方向时，就不可避免的产生驱动误差，使加工工件的表面质量下降，出现波纹。
（6）热变形。热变形是一种半静态的、变化缓慢的误差来源，与传统机床一样，它对并联运动机床的工作精度带来不良影响。并联运动机床的构件大多中高速下运动，发热量较大，加以结构紧凑，散热条件较差，热变形就成为影响机床工作精度的因素。
2误差模型的建立
2.1并联6-SPS机构及其坐标系
图1是并联6-SPS机构及坐标系示意图，其上、下平台各有6个球铰Ai、Bi(i=1-6)，中间用驱动杆相联。动坐标系o''''-x′y′z′位于上平台(活动平台)几何中心，o′点为刀头点所在位置。x′轴垂直A1A6，z′轴垂直上平面向上。固定坐标系o-xyz位于下平台几何中心坐标，x轴垂直B1B6，z轴垂直下平台向上。
设动平台第i个铰点Ai在在动坐标系内坐标为ci，在固定坐标系中的坐标为Pi，R为动坐标系到固定坐标系的方向余弦矩阵，即变换矩阵。P=［xp，yp，zp］T为动坐标系的原点在固定坐标系上的坐标（绝对坐标）。则有：
3计算实例
并联6-SPSStewart机构上、下平台坐标系及结构参数分别如图2所示，设结构参数为：ra=600mm，rb=800mm，αa=π/4，αb=π/6，绕下平台坐标轴z、y、x的顺序转角(旋转方向按右手法则，规定拇指向坐标轴方向)分别为φ=30°，θ=40°，Ψ=40°，给定各结构参数误差如表，,所得主轴端位姿误差如表2。
参考文献
