基尼系数分析范文

基尼系数分析范文（精选12篇）

基尼系数分析 第1篇

国外学者对于财产性收入的研究开始于20世纪30年代, Maurice Leven (1925) 从居民的财产性收入的来源分布对财产性收入进行了系统和全面的研究, 认为美国居民财产性收入来源具有多样性[1];而美国社会学家Robert.J.Lampman (1962) 主要研究财产性收入分配不平等, 认为社会贫富差距问题是由财产性收入分配的不平等造成的[2]。而在20世纪90年代, 经济学家Friedman (1992) 认为个人不同的风险偏好会导致个人财产性收入方面的差距[3]。在21世纪初, Bourguignon和Luiz A.Pereira da Silva (2003) 认为经济政策的优劣会影响居民的财产性收入的高低, 这些经济政策包括:税收政策、养老金和公共保险系统的管理等公共财政;土地改革、财政部门改革等结构性改革;财政政策、货币政策、汇率政策等宏观经济政策[4]。

改革开放以来, 随着我国社会生产力的不断发展和对平均主义等不合理收入分配制度的摒弃, 我国居民的收入水平不断提高, 尤其是居民财产性收入的增长。可是, 我国城乡居民的财产性收入分配结构不合理, 城镇居民的财产性收入长迅速, 而我国农村居民的财产性收入增长相对缓慢。我国首次提出财产性收入的概念是在党的十七大上, “创造条件让更多群众拥有财产性收入”。在此之后, 关于财产性收入的理论和实证研究成为国内的前沿性热点研究课题。在理论研究方面, 莫易娴 (2011) 认为, 财产性收入具有重要的社会效应和经济效应, 其对居民的幸福感、居民的消费投资行为和整个社会的收入流动性都有显著的影响[5];马明德、陈广汉 (2009) 进一步指出, 城镇居民财产分配的不均等程度要大于农村居民[6]。在实证研究方面, 迟巍、蔡许许 (2012) 运用基尼系数的分解方法, 将每年的收入差距分解到各个收入成分的贡献, 发现财产性收入分布的基尼系数是最高的, 并且财产性收入主要集中在东部地区[7];陈享光 (2009) 通过实证分析, 研究了三种不同的收入对财产性收入的影响[8];曾国安、胡晶晶 (2008) 运用总体收入相对差距系数对我国城乡收入不均等的问题进行研究, 发现工资性收入差距对城乡居民收入差距的形成和扩大影响最大[9]。本文在此基础上, 进一步探讨我国城乡居民财产性收入的分配差距。

2 理论模型和数据说明

目前在理论界衡量财产性收入差距的分析指标主要有基尼系数、泰尔指数、人口收入份额度量三大类。其中, 基尼系数是国际上最为通行的测度财产性收入差距的标准。基尼系数是由经济学家基尼提出的, 用于衡量收入分配均等程度的指标。在经济学领域, 一般认为基尼系数在0.3~0.4是一个比较适当的区间, 而基尼系数0.4则是一个临界值, 通常会认为接近或超过0.4就意味着收入不均等或差距过大。因此, 基尼系数作为国际上用来分析居民收入分配差异状况的一个重要指标, 在计算基尼系数时, 其方法多种多样。

本文采用等分法来计算基尼系数, 其基本方法是将人口 (或家庭户) 按收入由低到高分成n组, 分配在各组的人口 (或家庭数) 所占比重Pi相同, 用wi表示第i组的收入额占总收入的比重。即:

同时基尼系数的计算公式如下:

式 (2) 中, λi为各组的收入等级, 即:λ1=1, λ2=2, …, λn=n。

为了进一步分析城乡之间的财产性收入差距对于我国财产性收入基尼系数的影响, 笔者采用经济学家Sundrum[26]的基尼系数的分解方法进行分析, 其计算公式是:

式 (3) 中, P1、P2和u1、u2分别代表城镇人口、农村人口占总人口的比重和城镇人均财产性收入、农村人均财产性收入, u代表全国人均财产性收入, G1表示城镇居民基尼系数, G2表示农村居民基尼系数。该式中, 右边第一项为城镇居民收入差别加权基尼系数, 第二项为农村居民收入差别加权基尼系数, 第三项为城乡差别加权基尼系数。

本文首先根据《中国国家统计年鉴》 (2000—2012) 将城镇居民和农村居民数据分组, 同时根据公式 (2) 得到2000—2012年城乡居民财产性收入的基尼系数, 使用公式 (3) 计算得到我国财产性收入总体基尼系数。在此基础上, 采用基尼系数分解法, 从而进一步定量分析我国城乡之间财产性收入差距对总体财产性收入差距的贡献。

3 实证分析

3.1 我国城乡居民财产性收入的基尼系数

根据《中国统计年鉴》 (2000—2012) 、《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》和《中国农村住户调查年鉴》的城镇居民和农村居民分组数据 (见附表一、附表二、附表三) , 以及根据公式 (2) , 分别计算出2000—2012年城乡居民财产性收入的基尼系数, 其结果如表一所示。

数据来源:根据附表一的数据计算得来

可见, 我国城镇居民的财产性收入基尼系数在2000—2012年间较小, 基本上在0.2~0.45之间, 说明城镇居民的财产性收入不均等, 而且差距在逐渐拉大。但在此期间, 农村居民的财产性收入基尼系数却比较高, 在0.5~0.6, 已经超过了基尼系数0.4这一临界值, 说明我国农村居民的财产性收入分配不均等, 同时其差距还在进一步拉大。

总体而言, 虽然城镇居民财产性收入基尼系数小于农村居民的财产性收入基尼系数, 但财产性收入总体基尼系数一直在增大中, 表明我国城乡居民财产性收入差距在逐年增加。

由图一可知, 2000—2012年期间, 农村居民财产性收入基尼系数变动高于城镇居民, 而城镇居民财产性收入的差距从2003年开始波动性不大。这表明, 在城镇居民财产性收入差距保持上升趋势的同时, 农村居民的财产性收入差距始终高于城镇居民, 与此同时财产性收入总体基尼系数日益提高, 这说明了城乡居民之间财产性收入差距比较大。

3.2 我国城乡居民财产性收入基尼系数的分解

在分析我国城乡居民财产性收入基尼系数的基础上, 本文采用基尼系数分解法, 对基尼系数的构成进行分解。其中第一项是指城镇居民收入差别加权基尼系数, 第二项是指农村居民收入差别加权基尼系数, 第三项是指城乡差别加权基尼系数, 这样既考虑了城乡人均财产性收入变动对收入差距的影响, 也考虑了城乡人口结构变动对财产性收入差距的影响, 使得分析更为客观、真实。计算结果如表二所示。

数据来源:根据表一和表二的数据计算得来

由表二可知, 我国城镇居民财产性收入差距的加权基尼系数在逐年上升, 但是我国农村居民财产性收入差距的加权基尼系数却在逐年降低。城乡之间财产性收入差距的加权基尼系数高于城镇与农村居民财产性收入差距的加权基尼系数, 虽然上升的幅度比较平缓, 但是始终呈现不断上升的趋势。我国城乡居民财产性收入基尼系数的变化趋势如图二所示。

可见, 我国城镇居民财产性收入差距对全国总体财产性收入差距的相对贡献率是逐年上升的, 从2000年的11.45%增加到2012年的34.78%, 增加了23.33个百分点;而农村居民财产性收入差距的相对贡献率却在不断下降, 从2002年的37.94%一直下降到2012年的13.12%, 下降了24.82个百分点。对于城乡收入差距的相对贡献率而言, 呈现不断波动的趋势, 既有上升又有下降, 但是其对总财产性收入差距的相对贡献率最高。因此, 城镇居民财产性收入差距的相对贡献率不断增加, 而农村居民财产性收入差距的相对贡献率在日益下降。同时, 城乡之间财产性收入差距的相对贡献率始终是最大的差距。三者的相对贡献率的变化趋势如图三所示。

总之, 在对基尼系数进一步分解后发现, 我国城乡之间的财产性收入加权基尼系数对财产性收入总体基尼系数的贡献率最大。2000—2012年间, 财产性收入加权基尼系数对财产性收入总体基尼系数的贡献率都在44%以上, 甚至在2001年, 达到贡献率的最高值 (58.71%) , 这表明我国城乡居民的财产性收入分配差距形成的主要原因是我国城乡之间的财富拥有量导致的财产性收入分配不均。

4 结束语

通过之前分析可知, 我国城乡居民之间的财产性收入及分配存在较大的差距, 而造成我国这一不利的收入分配格局的主要原因有两个:

(1) 国家经济政策的作用

我国自改革开放以来, 经济得到快速发展, 但是我国城乡居民的收入差距却进一步拉大。主要是由于长期以来我国的财政投资的“城市偏向”, 使得我国广大的农村地区的投资规模难以增加, 农民的收入缺乏保障, 使得我国的城乡居民因个人社会财富的拥有量和增加率的不同, 财产性收入差距进一步扩大。

(2) 拥有个人财产差异的作用

由于我国城乡居民拥有的个人财产差距的存在, 使得财产差距的“马太效应”作用明显。如果城镇居民拥有的个人财产越多, 投资就会越多, 那么就有可能获得更多财产性收入。这种个人财产差距的“马太效应”会进一步在财产差距和财产性收入差距之间恶性循环, 从而进一步加剧我国城乡居民在财产性收入分配方面的差距。

为了改变该收入分配格局, 缩小城乡居民财产性收入差距, 逐步缩小城乡居民收入差距, 推动我国收入分配领域的改革, 破解我国的城乡二元经济体制, 可考虑从以下三方面着手:第一, 进行收入分配制度方面的改革。在初次分配的基础上, 加大再次收入分配的比重, 同时建立健全我国尤其是农村的社会保障制度, 缩小城乡居民财产性收入差距;第二, 完善我国的个人产权制度。明晰农村房产的产权, 建立完善的农村土地流转经济补偿制度, 增加农村居民的财产性收入;第三, 调整国家的经济政策。财政投资方面, 要优先投资农村和农业, 增加农村居民的人均资本拥有量和个人财富的拥有量。

附表:

数据来源:《中国统计年鉴》、《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》

数据来源:《中国农村住户调查年鉴》

数据来源:《中国统计年鉴》、《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》

参考文献

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[6]马明德, 陈广汉.中国居民收入不均等:基于财产性收入的分析[J].云南财经大学学报, 2011, (06) :29-35.

[7]迟巍, 蔡许许.城市居民财产性收入与贫富差距的实证分析[J].数量经济技术经济研究, 2012, (02) :101-112.

[8]陈享光, 王选华.城镇居民财产性收入:一项实证研究[J].求索, 2009, (12) :1-5.

基尼系数分析 第2篇

现有设计体系中对于损失系数主要是由实验和经验来确定.通流气动设计需计入叶片槽道内的附面层堵塞,反映附面层堵塞影响的堵塞系数也是依经验给定.本文对多台风扇设计进行分析后,发现现有的`设计体系中损失系数和附面层堵塞系数之间彼此孤立,且不够协调,而事实上,两者是紧密相关的,体现在物理上就是损失和开式分离流之间的关系.本文在分析现有设计体系模型的基础上,提出了一个新的工程模型,把两者关联了起来,并给出了算例分析,且从算例结果中可以看到现有设计体系中单转子效率远大于级效率的原因之一.

作 者：邢秀清 周盛 张健 Xing Xiuqing Zhou Sheng Zhang Jian 作者单位：邢秀清,周盛,Xing Xiuqing,Zhou Sheng(北京航空航天大学)

张健,Zhang Jian(中国航空工业总公司624所)

随机车流作用下桥梁冲击系数分析 第3篇

关键词：桥梁；车流；影响面；车桥耦合振动；冲击系数

中图分类号： TU 352.1文献标识码：A

单一移动车辆对桥梁结构产生的振动响应问题研究已经较为成熟.以往的车桥耦合振动的分析中，大多数学者选择单个的三维车辆模型[1-4]，或者仅仅考虑一个确定的车列荷载[3-5].近年来，虽少数研究者开始将研究重点转移到随机车流作用下桥梁振动响应分析，如韩万水，Chen S.R.等，但还未形成统一结论[5-9]，且针对冲击系数的研究仍然相对较少.冲击系数作为一个重要参数被广泛运用在桥梁设计中，因此，随机车流作用下桥梁的冲击系数分析显得尤为重要.

由于随机车流本身存在较大的不确定性，使得冲击系数的研究较为困难，主要表现为：首先，由于多车道、多向行驶以及各个车辆的行驶速度不同导致车辆间的相对位置不断变换，使得最大静挠度的确定十分困难；其次，随机车流中车辆数较多且类型复杂，如车辆均采用三维模型模拟，计算最大动挠度时，则计算量将较大.

本文提出了简便且实用的随机车流下桥梁结构冲击系数计算方法：首先根据响应面分析方法，拟合影响面的函数表达式，将确定最大静位移时随机车流布载位置的问题转变为求函数的最大值问题，从而获得随机车流作用下桥梁结构最大静挠度；其次在计算最大动挠度时，根据已编制的车桥耦合振动分析程序和随机车流中各类车型的三维模型，获得各类车型单独作用下车桥耦合接触力并等效代替各类车辆三维模型作用在桥梁结构上，这样便可将三维车辆模型作用等效转化为随机接触力作用在桥梁结构，从而获得随机车流作用下桥梁结构的动力效应，基于统计分析，求得随机车流作用下桥梁结构冲击系数.

1 随机车流模拟

1.1公路桥梁随机车流分类

按照全国高速公路管理部门制定的收费标准，根据车辆装载货物或乘客的能力大小将所有车辆划分为12小类，具体分类见文献[7].

1.2随机车流数据分析

公路车流拥有较强的随机性，通过对实测数据进行分析整理，下面仅给出随机车流主要参数按时间段进行分类的统计分析结果.限于文章篇幅，仅给出车型、车道及车重分析.

1.2.1车型分析

本次调查历时24 h，共采集到13 874辆的车流数据，将实测车流数据按本文的车型分类并进行分类统计，具体数据见表1.

1.2.2车道分析

车辆作用在桥梁横向上的不同位置会得到不同的动力荷载效应，所以很有必要考虑车流在车道上的分布.根据实际测量的数据，选取某一时刻下，C1车型到C12车型在超车道、第一行车道、第二行车道上的分布比例进行分类统计，如图1所示.

1.2.3车重分析

限于文章篇幅，仅对C1车型，9：00～10：00在不同车道下的车重数据进行分析.通过桥梁动态测试仪，利用车桥耦合程序对车辆的实际车重进行识别，结合分类后的车型进行数据的筛选.通过KS检验法，将统计所得结果，对常见的几类分布函数进行判别，结果如图2～图3所示.从上述数据可知C1车型的车重在各车道下服从极值I型分布.

1.3随机车流模拟

通过Matlab软件编写出随机车流程序分析并进行抽样，即可获得如图4所示随机车流模拟图.图4中不同标志代表不同车型，x坐标表示纵向位置，y坐标表示车道，z坐标表示车重，每点上的数值表示车速.

2随机车流下最大静挠度分析

求解随机车流下最大静挠度的问题关键在于怎样获得最大静挠度下对应车辆的布载情况.主要思路为：根据响应面分析方法，拟合影响面的函数表达式，将确定随机车流布载位置的问题转化为求对应函数表达式的最大值问题.下面以斜拉桥为例，详细说明过程.

2.1有限元软件建模及影响面求解

本文选取某斜拉桥为研究对象，该桥为斜拉桥，全长840 m（210m+420 m+210 m）.

采用机动法进行影响面的求解，选择跨中截面点作为研究对象，将包含位置节点在内的单元作为强迫应变盒[10]，对单元上的4个节点各施加竖直向上的单位强制位移，为了突出竖向变形形状，将显示比例调整到25倍，形成了如图6所示曲面图形.由图6可知，竖向最大位移为1.025 m， 出现在强制位移处，由于受到桥梁支座约束的影响，最小位移为-0.177 m， 出现在边跨跨中位置.将相应强迫应变产生的节点反力反向施加在对应的节点上，形成了如图7所示变形曲面.对比两图的形状以及数据可知，变形形状十分接近，最大值相差0.001，仅为变形量的0.975%；最小值相差则完全吻合.

2.2影响面的拟合

本文采用多项式拟合法进行拟合，在拟合中，其正规方程组往往是病态的，而且正规方程组系数矩阵的阶数越高，病态越严重；拟合节点分布的区间 [x0，xm]偏离原点越远，病态越严重；xi （i=0，1，…，m）的数量级相差越大，病态越严重.针对上述问题，对模型数据做出以下调整：将纵、横桥向坐标进行平移处理；根据影响面的形状特点，将桥梁结构划分成（50 m+23 m+24 m+23 m+50 m）共5个区段；选择x， y均为2阶函数进行拟合.利用Matlab软件分段拟合，如图8～图13所示.拟合公式如下：

f（x，y）=a1+a2x+a3y+a4x2+a5xy+a6y2. （1）

由图13可知，桥面节点与拟合后曲面吻合较好，由确定系数可知，所有的拟合曲面都大于0.96，部分曲面甚至达到0.99.所以认为拟合效果能够满足计算精度的要求.

3.4随机车流作用下桥梁振动响应分析

如图15（c）所示，基于车桥耦合程序可得考虑单车桥耦合振动效应后的单车作用在桥梁时车轴接触力时程数据值.在随机车流桥梁振动分析时，为简化计算过程，可将各类车单独作用在桥上时所得时程接触力数据值代替三维车辆模型直接作用在桥梁结构上[9].为与单车作用下桥梁振动对比研究，车流总车重约为20 t，则车流样本作用下的振动响应如图16所示.

跨中竖向位移在1～10 s期间有较明显的增加趋势，由于受到的是车流影响，竖向位移与单一车辆相比规律性不明显.在考虑60 s内的竖向位移时，最大位移为3.647 cm，发生在22.24 s位置；对比单车作用下最大位移值可知，车流作用下最大位移值要小，这可能是由于车流中部分车辆作用在跨中截面的负弯矩区域，使跨中位置产生了反向位移，从而减小了车流作用下跨中最大位移.

4 随机车流作用下桥梁的冲击系数统计分析

本文通过大量的计算获得一系列分散数据，再对数据进行统计分析从而获得对应的分布函数和统计参数.借助Matlab工作平台，采用KS检验法对数据进行常规的5种分布函数检验.若分布函数与经验函数差值的绝对值的最大值小于临界值，则表示假设成立.由表2可知，经过KS检验得出其服从极值Ⅰ型分布和正态分布，但是比较观测值和临界值可以发现，数据与极值Ⅰ型分布的吻合程度要高于正态分布（如图17所示），所以认为冲击系数服从极值Ⅰ型分布.

本文根据获得的分布函数求解0.9分位数[10]的冲击系数值为0.161 5.与按照04规范求解得到的冲击系数值0.149相比，随机车流作用下所得冲击系数要大8.38%，虽然04规范与本文计算值有差别，但若从工程设计角度出发，04规范还是可运用于斜拉桥的设计中.

5结论

现有冲击系数的研究较少考虑到交通车流的随机特征， 这与实桥上作用的交通荷载不符.因此，本文提出了简便且实用的随机车流作用下桥梁结构冲击系数计算方法，结果表明：

1） 基于响应面分析方法，提出了随机车流作用下桥梁结构最大静挠度的计算方法，算例表明该方法具有足够的计算精度，满足计算精度的要求.

2） 根据随机车流中各类车型的三维模型和已编制的车桥耦合振动分析程序，提出了随机车流作用下桥梁结构冲击系数的计算方法，算例表明所提出的方法能有效地计算随机车流下桥梁的冲击系数.

3） 冲击系数统计分析表明，随机车流作用下冲击系数服从极值Ⅰ型分布，统计值比04规范求解所得的0.149大8.38%.

参考文献

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基尼系数分析 第4篇

一、基尼系数

基尼系数 (GiniCoefficient) 是意大利经济学家基尼 (Corrado Gini, 1884—1965) 于1922年提出的, 定量测定收入分配差异程度。基尼系数是反映一个国家或地区收入分配情况的变化及一个国家或地区收入分配是否均衡的一个概念, 也是目前国际上最常用、最具权威性的用来综合考察居民内部贫富差异状况的一个重要概念。

联合国有关组织规定:基尼系数若低于0.2表示收入绝对平均;0.2—0.3表示比较平均;0.3—0.4表示相对合理;0.4—0.5表示收入差距较大;0.6以上表示收入差距悬殊。由于基尼系数给出了反映收入分配差异程度的数量界限, 可以有效地预警两极分化的质变临界值, 克服了其他方法的不足, 是衡量贫富差距的最可行方法, 所以, 得到了世界各国的广泛重视和普遍采用。

二、统计办法

我国居民的基尼系数的计算是城乡住户调查从城乡分开的、城乡收入概念不一致的调查制度, 走向全国统一的城乡可比的住户调查制度。也就是说, 基尼系数是反映全国居民的收入差异情况, 要计算它, 就需要掌握全国居民的收入是多少, 分等份的收入是多少。过去城乡分开的住户调查数据, 只有分城乡的农村居民人均纯收入和城镇居民人均可支配收入, 没有全国居民的可支配收入, 没有可比的同样指标的城乡居民的收入。

2000年, 当时由于缺乏城乡统一的住户调查制度, 国家统计局一直无法提供全国统一的基尼系数, 只公布了我国农村的基尼系数。为了客观公正地计算我国居民的基尼系数, 国家统计局用了两年的时间, 对原有的城乡分开的住户调查制度进行了重大改革, 从2012年12月1日开始, 全国40万户居民已经按照全国统一的城乡可比的统计标准、指标体系进行记账。根据这个新的全国统一城乡可比的统计标准分类口径, 国家统计局对历史的分城乡的老口径的住户基础资料, 特别是收入资料, 进行了整理、计算, 然后得出2003—2012年全国居民收入分配基尼系数。

三、分析

(一) 与世界同类发展水平国家比较

2005年, 我国的基尼系数是0.485, 印度是0.33。2008年, 我国的基尼系数是0.491, 墨西哥是0.48。2009年, 我国的基尼系数是0.490, 阿根廷是0.46, 巴西是0.55, 俄罗斯是0.40。通过比较可以看出, 中国的基尼系数明显高于印度、俄罗斯, 与阿根廷、墨西哥大致相当, 明显低于巴西。正如中国国际经济交流中心咨询研究部副部长王军所说, “0.4是国际警戒线, 中国的基尼系数是比较高的, 收入差距问题相当严峻。总的来讲, 要通过改革和发展解决收入分配差距较大的问题, 防止步入‘中等收入陷阱’。”

(二) 我国城乡差距进一步拉大

2012年, 中国城镇居民人均可支配收入为24 565元, 而农村居民人均纯收入为7 917元, 前者是后者的3.1倍。按5等份收入分组, 城镇最高收入组人均为51 456元, 最低收入组人均为10 354元, 前者是后者的近5倍。国家统计局马建堂局长坦承, “我们的城乡差距大概有3倍。按照城镇工资统计, 高收入行业和低收入行业有4倍左右的差距。”随着经济的发展和社会的进步, 人们对“公平”有了更高更迫切的要求。缩小收入分配差距, 已经成为社会各界强烈的共同呼声。因此, 国家也提出对小康监测指标进行完善, 增加包括基尼系数在内的一些民生指标, 一些省份已经将降低收入差距列入施政目标。例如, 2011年重庆市就率先将“基尼系数”列入当地“十二五”规划, 作为考核地方政府的重要指标, 争取未来5年内将基尼系数降低到0.35。

(三) 潜藏社会危机动因

基于我国居高不下的基尼系数, 已经有不少学者坦言, 中国的收入差距已经堪比某些因贫富不均常年动荡的国家。基尼系数在扩大, 但我国没有出现两极分化, 即富者愈富, 贫者愈贫。这是因为随着经济高速增长, 哪怕是最低收入人群也能改善生活。因此, 社会能够保持稳定。如果经济上陷入衰退, 或者经济增长突然降下来了, 首先面临的就是失业问题。失业一旦出现, 再加上这么大的收入差距, 受到冲击最厉害的往往都是低收入人群。社会分配不公会带来老百姓心理的不平衡, 这种心理不平衡一旦被打破, 就势必会产生严重的社会危机。

(四) 为社会经济建设提供参考依据

从2013年1月国家公布的基尼系数来看, 近年来我国基尼系数一直处于高位是不争的事实。基尼系数太大, 说明贫富落差大, 穷人权益会受到制约, 分配的公平属性也难得保障。近10年来, 我国官方一直没有公布基尼系数, 或多或少的引发了公众的一些质疑。对公众而言, 基尼系数的“脱敏”, 定会被解读成“寄寓公平取向”的一个信号。这是因为, 一方面, 它启示我们的相关统计数据, 要跟得上民众及发展的需要, 丑媳妇总得见公婆。即使数字再不好看, 真相总比遮掩更得人心。经济要实实在在的增长, 统计更需要抛去水分。另一方面, 在社会分配与系统分配双重不公叠加效应之下, 收入分配制度改革正面临着明暗交替的双重压力, 公布真实的中国基尼系数, 不仅是满足公众知情权的基本需要, 更是为我国社会经济发展提供重要的参考数据。

四、思考

(一) 国家应把收入分配作为未来改革的突破口, 尽快出台收入分配改革的总体方案

党的十八大明确强调“调整国民收入分配格局, 着力解决收入分配差距较大问题, 使发展成果更多更公平惠及全体人民, 朝着共同富裕方向稳步前进”。我们知道, 尽管党中央一直高度重视收入分配改革, 但是收入分配格局调整进度与人民群众的期待相比仍有较大差距。从国家管理层面上来讲, 我国至今还没有出台有关收入分配改革的总体方案。为了切实贯彻党的十八大精神, 缩小城乡居民的贫富差距, 只能采取提高最低工资和企业养老金标准、调整个人所得税税率和起征点、增加最低收入群体的转移支付、加大对“三农”的扶持力度等有效措施调整收入分配结构, 逐步缩小城乡居民人均收入差距。

(二) 采取有力措施, 切实解决社会转型期社会经济建设中的突出问题

改革开放以来, 我国经济发展, 社会进步, 成绩令世人瞩目, 但是, 伴随着经济体制转轨和社会结构的转型, 各类矛盾和问题也接踵而至, 这些社会问题有的是发达国家曾经经历过的, 有的是我们这个发展中大国特有的, 有的是涉及社会发展道路方面的, 有的是反映社会结构失衡方面的。我国在社会转型期存在的主要社会问题有[1]:城市化滞后问题、农业劳动力转移问题、城乡关系问题、农民工市民化问题、就业和再就业问题、人口老龄化与养老问题、性别比失调问题、离婚问题、社会信任危机与和谐社会建设问题, 等等。如果这些问题得不到有效解决, 势必影响到我国的社会发展战略目标的实现。

我国在社会转型期经济建设中存在的主要问题有:一是城乡分割管理体制尚未全面打破, 不利于城乡公共服务均等化, 助长了城乡居民收入差距的扩大;二是资源配置制度不够公平合理, 导致某些行业、企业在市场竞争中占据资源优势, 能够轻易地获得高收益;三是对垄断行业获得超额利润控制和征缴不力, 进一步助长了行业收入差距的持续扩大;四是在计划经济破除、市场经济体制又尚未健全之际, 难免出现许多管理空白, 一些单位和人员据此可迅速获得暴利, 这也是现阶段我国基尼系数高的体制原因。因此, 我们必须要采取切实有效的措施, 认真解决好目前我国社会转型期社会经济建设中存在的突出问题。

(三) 在收入流量和财产存量方面, 既要“提低”更要“控高”

众所周知, 广义的收入分配改革不仅仅意味着工资的提高, 意味着住房、教育、医疗、养老等社会保障领域缺口的弥补, 还意味着对不合理的财产分布的调节。收入分配改革既要调节收入分配流量, 也要调节财产等存量。因此, 在收入流量和财产存量两方面, 既要“提低”更要“控高”。

“提低”首先需要进一步健全社会保障体系, 尤其是城乡居民各项社会保险制度的建立健全和各项标准的提高。“提低”的重点是提高农民、城乡贫困居民、企业退休人员和低收入工薪劳动者这四部分低收入者的所得。“提低”缺的只是资金和措施, 阻力相对较小, 落实的可行性更大。因此, 如果能在“提低”方面有新的进展, 对于合理调整收入分配关系, 逐步缩小收入和财富的不合理差距, 将发挥很大作用。

相对于“提低”而言, “控高”就存在一定的难度。“控高”的难度主要表现在如何调节垄断行业的高收入等方面。这部分也是改革的重点, 但阻力最大, 涉及到利益关系的重新调整, 进而就涉及到深层次的经济体制改革, 需要标本兼治, 逐步推进。对此, 中国劳动学会副会长兼薪酬专业委员会会长苏海南认为[2], “控高”方面, 一是要调控高收入, 也就是调控部分企业高管的偏高过高薪酬, 调控某些行业企业凭借行政、资源垄断等获得的高收入, 调控社会上某些群体的高收入。二是要逐步调节财产性收益及其不合理分布。这方面工作包括:摸清底数, 官员财产公开是一个好的切入点, 在此基础上加强个人所得税征收;推进房产税改革, 择机研究出台遗产税、赠予税等;加强对股市、房地产市场等的规范和整顿;大力规范各种资源配置制度, 切实保证其公平合理等等。

只有在“提低”和“控高”两方面同时发力, 才能逐步降低我国的基尼系数, 最终实现共同富裕。

(四) 立足国情, 正确处理市场与效率、发展与分配的关系

中国的基本国情就是社会主义初级阶段、发展中国家, 只有立足于这个基本国情, 才能正确处理市场与效率、发展与分配的关系。党的十八大明确提出到2020年中国要建成小康社会。我们应以党的十八大精神为契机, 一手抓科学发展, 把我们的经济建设、民生问题做大做好;另一手狠抓收入分配, 从而使我们在全面建成小康社会的时候, 不只是居民人均收入和GDP翻了一番, 而且分配要分得更好, 力争使中低收入居民的收入增加得更多一些。为此, 一是要尽快出台收入分配贫富差距制度改革方案, 提高劳动报酬在初次分配中的比例, 提高居民消费占国民消费的比例;在二次分配中, 要进一步加大民生投入, 提高民生支出占财政支出的比重。二是要调整政府公共政策, 确保政策的公平公正, 改革国有企业的垄断地位, 为不同类型的企业提供公平竞争的制度环境。三是要下大决心解决医疗、教育、社保等领域制度上的不公平问题, 使之逐步走向公平公正, 为社会成员提供相对公平的发展环境。四是要加强对公权力的约束和监督, 遏制“三灰”现象的蔓延, 通过反腐败构建一个对公权力有效的制约框架。

总之, 从公众对基尼系数的期盼与关注度不难看出, 随着社会的进步, 收入分配改革的核心在不断变化之中, 人们对公平与效率的认识也更加深刻。无论多么客观真实的数字, 总是理论或模型上的标点, 无法代替柴米油盐的人生。数字不是目的, 治理才是根本。越是对基尼系数看重, 越是说明公众希望有更公平而美好的生活。国家统计局公布2003—2012年基尼系数, 但愿在宏观制度设计与微观权力上纠偏与校准的第一步。基于当前改革中最难啃的一块硬骨头———加快收入分配改革、缩小收入差距的紧迫性, 收入分配体制改革的实效性令人期待。

参考文献

[1]赵立新.转型期的中国社会发展热点[M].济南:山东大学出版社, 2009.

基尼系数分析 第5篇

RLC串联电路暂态过程衰减系数的谐波分析

分析了RLC串联电路欠阻尼振荡过程衰减系数α的理论值与实验测量值偏离的原因.将阻尼振荡波按傅里叶级数展开为基波与谐波之和,分别以基波与各次谐波代替阻尼振荡波,测出电感和电容上的损耗电阻,从而对衰减系数α的.理论值进行了修正,使得α的理论修正值与实验测量值相一致.

作 者：王宗篪 范言金 WANG Zong-chi FAN Yan-jin 作者单位：三明学院,物理与机电工程系,福建,三明,365004刊 名：大学物理 PKU英文刊名：COLLEGE PHYSICS年，卷(期)：27(12)分类号：O441关键词：暂态过程 阻尼振荡 衰减系数 谐波分析 损耗电阻

基尼系数分析 第6篇

关键词：少片变截面钢板弹簧；有限元分析；等效应力；刚度特性

中图分类号：U463.218文献标识码：A

Performance Research of Taperleaf Spring under

Different Friction Coefficient

YE Nanhai ， WANG Li， YAN Caiwei ， HOU Fei，MA Jian

（State Key Laboratory of Advanced Design and Manufacturing for Vehicle

Body，Hunan Univ， Changsha，Hunan410082，China）

Abstract：With different materials of gaskets， friction coefficient between reeds is also different， so performance analysis result is not accurate when contact friction between steels is only considered in the design process. The VonMises stress and stiffness characteristics of leaf spring were analyzed with the nonlinear contact function of ANSYS software， and the stress distribution and loaddeformation curve were obtained. Meanwhile， the test of taperleaf spring was performed. The results have shown that the difference of stress between calculated and tested value is relatively small， and the calculated values of stiffness basically agree well with tested one， and the relative error is less than 5%. This indicates that finite element analysis（FEA） can accurately simulate the contact and friction and reflect the forces and deformations， and can be used to discuss the influence of different coefficients of friction between spring leaves on the equivalent stress and the average stiffness of the taperleaf spring.

Key words： taperleaf spring； FEA； Von Mises stress； stiffness characteristics

钢板弹簧是汽车悬架系统中重要的传力及弹性元件，主要用来传递垂向力与缓和由路面不平引起的冲击和振动，其使用特性对车辆的行驶平顺性、操纵稳定性以及安全性都具有极其重要的影响[1]，因此在钢板弹簧的设计过程中对其性能进行分析是非常必要的.目前，国内外研究人员广泛采用CAE法对此展开研究.国外研究钢板弹簧的性能主要基于有限元数值计算方法[2，3]；樊翠连等人研究了接触摩擦对等截面钢板弹簧的力学性能的影响[4] ；丁根能等人利用有限元研究了线性板簧的迟滞特性[5]；唐应时等考虑接触摩擦计算了多片钢板弹簧悬架预应力的计算[6，7].但这些研究大多只针对等截面钢板弹簧，且仅考虑了簧片间的干摩擦，此时摩擦系数为定值，而针对少片变截面钢板弹簧进行性能研究时却很少有人提及簧片间摩擦系数的大小对其性能的影响.

本文以某载货汽车后悬架少片变截面钢板弹簧为对象，考虑其使用过程中的大变形、各簧片间复杂的接触和摩擦等非线性因素，建立了少片簧的有限元仿真模型；通过调整簧片间摩擦系数的大小，深入讨论了不同摩擦系数对少片簧满载等效应力和平均刚度的影响，并与试验结果相比较.结果表明，有限元仿真法得到的等效应力和载荷〖CD*2〗变形特性与试验结果的吻合度很高，可用于研究簧片间不同摩擦系数对钢板弹簧应力及刚度特性的影响.

1少片簧有限元模型的建立

该载货汽车后悬架的少片变截面钢板弹簧通过拧紧中心螺栓和螺母将各簧片连接在一起，然后再用U型螺栓进行夹紧装配，随着载荷的增加各簧片逐渐进入接触，在簧片之间产生摩擦力[8，9].钢板弹簧受载后，其变形为静挠度和动挠度之和，变形量一般能达到几十厘米，且各片之间的接触情况随着装配过程和加载过程不断变化，因此钢板弹簧的有限元分析属于非线性有限元分析.

1.1单元设置及接触定义

在有限元分析软件ANSYS中，采用六面体八节点体单元SOLID45对模型进行网格划分，在三维接触问题的有限元解法中，该单元的收敛性更好，且能准确地反映出应力集中情况.少片簧的材料选用50CrVA，弹性模量是210 GPa，泊松比为0.3.所建立的有限元模型如图1所示.

簧片之间的接触力通过簧片之间的相互贴合传递，为使各簧片之间产生接触，需要在接触面上添加面〖CD*2〗面接触单元，其节点固定在相互接触实体的节点上.面〖CD*2〗面接触问题通常可简化成由3个节点组成的接触对[4].接触对由接触面与目标面构成，可简化为1个接触点s和节点1与节点2之间的目标段，如图2所示.

假设接触面上参与接触的节点数为nc，考虑摩擦接触单元后的有限元整体方程

为目标段的法向和切向的单元向量.

簧片间的接触为柔性面对柔性面的接触，该接触行为允许目标单元穿透接触面，但接触单元不能穿透目标面.整个少片簧共定义了3个接触对，每一对包含1个目标面和1个接触面.根据少片簧的结构特点，定义凹面为目标面，凸面为接触面，分别用ANSYS软件提供的TARGE170和CONTAC173两种单元来定义.

1.2有限元模型约束加载

少片变截面钢板弹簧总成在中间平直段用U型螺栓夹紧在车桥上，而建立的有限元模型中每片钢板弹簧之间是离散的，因此为准确模拟少片簧在装配和受压后的应力应变情况，将仿真过程分为虚拟装配和实际加载两个阶段[10].装配过程采用下面的模拟方法：在第1片簧片U形螺栓夹紧区间段内设置位移约束为零，测量并计算各簧片间的间隙总和，以位移约束的形式施加在第4片簧片与U形螺栓接触的部位，以模拟各簧片的夹紧过程[11，12].同时考虑到各簧片在宽度方向不能发生错动，因此对于各簧片中间夹紧段还需约束其宽度方向和长度方向的自由度，而各簧片的两端不作任何约束，允许其在力的作用下自由变形.

在汽车悬架系统中，钢板弹簧安装在弹簧支座上，并与车架相连，在使用过程中其两端部承载位置承受垂直方向的载荷，按静力等效原则可将作用力均匀分布在第四片板簧下表面的相应节点上，根据国标GB/T 19844-2005的要求，加载过程分解为10个载荷步，逐级加载直至达到满载载荷.

2少片簧有限元模型的仿真分析

仿真过程中，设置簧片间摩擦系数分别为μ=0.1，0.2，0.3，按照以上加载方式进行求解，从满载等效应力及平均刚度两个角度来研究不同摩擦系数对钢板弹簧性能的影响.

2.1摩擦系数对满载等效应力的影响

图3为载货汽车满载状态下，少片变截面钢板弹簧在不同摩擦系数下的VonMises应力云图.

钢板弹簧承受满载载荷的条件下，簧片间摩擦系数取0.1，0.2，0.3时，对应该板簧的等效应力分别为629.797 MPa，623.078 MPa和616.685 MPa，且应力较大处主要集中在U型螺栓夹紧段的两侧截面及变截面长度部分.对比图3可以得出，相同载荷下，当各簧片间摩擦系数不同时钢板弹簧的应力分布基本一致；但随着摩擦系数的增大，最大等效应力降低.这主要是由钢板弹簧在载荷作用下变形，各片间相对滑动产生摩擦且摩擦力做功损耗能量引起的.对于该少片变截面钢板弹簧，其接触摩擦主要发生在簧片端部的平直段，接触面积较小，因此摩擦系数每增大0.1，最大等效应力约减小6 MPa，摩擦系数对该板簧等效应力的影响并不是很大.

2.2摩擦系数对刚度特性的影响

根据仿真结果得出不同摩擦系数下该少片簧加载过程中各载荷步的垂直变形，结合板簧的加载载荷，即可得到不同摩擦系数下钢板弹簧模型的弹性特性曲线，如图4所示，进而计算出板簧总成的平均刚度，如表1所示.

由图4可知，当载荷相同时，随着簧片间摩擦系数的增大，少片簧的垂直变形量逐渐减小；不同摩擦系数下，少片变截面钢板弹簧的刚度基本上呈线性变化.簧片之间的摩擦会影响少片簧的平均刚度，

〖LL〗且摩擦系数越大，平均刚度就越大.这是由于摩擦系数越大，损失的能量越多，导致板簧在承受相同的载荷条件下变形就越小，所以刚度也会变大.

随摩擦系数的增加，少片簧的满载垂直变形（挠度）减小，虽变化幅度不太大，但却使板簧的工作刚度有所增加，悬架偏频增大，导致后悬架系统的平顺性降低.分析结果更接近于板簧的实际工作情况，因而考虑接触摩擦的非线性有限元分析法能较大地提高钢板弹簧计算模型的精确度.

3少片变截面钢板弹簧的试验分析

为了验证少片簧有限元分析结果的正确性，本文利用EVH 2010010电液振动台对少片簧总成进行特性试验，该方法可以方便地测量板簧各点的应力和板簧总成在垂直方向的变形f，加载系统和测量点布置如图5所示.

其中应力的测量方法是在8个关键点处各粘贴一个45°的应变花，每片均采用对称布置组成半桥的接法[13].在试验中，在夹紧中心螺栓和U形螺栓后将应变仪调零，分级施加载荷直到满载载荷.垂直变形f可以利用液压作动器自带的位移传感器进行测量.试验过程中可以在簧片间采用不同材料的板簧垫片以达到改变簧片间摩擦系数的目的.

表2列出了当载荷P达到满载载荷时有限元模型仿真分析得到的和试验测量得到的8个关键点上的Von Mises应力值σ.

经过试验可以得出不同摩擦系数下钢板弹簧的满载垂直变形，根据满载载荷即可计算出该少片簧的平均刚度.表3为钢板弹簧满载状态下有限元分析和试验测量得出的垂直变形和平均刚度的对比结果.

从表2可以看出，当摩擦系数一定时，测量位置1与7，2与8，3与5，4与6点的应力值近似相等，这是由该钢板弹簧结构与载荷的对称性引起的.此外摩擦系数一定时，试验应力值与仿真计算中钢板弹簧相应位置的工作应力近似相等.从表3可以看出，当载荷相同时，随着摩擦系数的增大，钢板弹簧垂直变形稍有减小，平均刚度则相应地增大.试验与仿真计算的钢板弹簧的垂直变形和满载刚度相差不大，误差小于5%.满载应力与平均刚度的对比分析证明了有限元模型的正确性，同时也说明了使用有限元法研究不同摩擦系数对少片簧性能影响是切实可行的.

4 结论

1）片间摩擦系数的大小对少片簧等效应力的分布影响极小，但随着摩擦系数的增大，等效应力值变小.

2）片间摩擦系数的大小对少片簧刚度特性影响较大，且随着摩擦系数的增加，少片簧的平均刚度变大.

3）通过对少片变截面钢板弹簧总成进行弹簧特性试验，从满载等效应力及平均刚度两个方面均可看出有限元仿真值与试验值吻合度很高，两者相对误差小于 5%，表明有限元法分析不同摩擦系数对少片簧性能的影响是可行的.

参考文献〖HJ5”：*4〗

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基尼系数分析 第7篇

产业集聚与经济开放的程度有很大的关系,如果合理运用产业要素变动和经济地理变迁的有利因素,可以加快产业集群的发展,发挥产业集聚的效应,提高产业效率,这对中国产业提高国际竞争力很有意义。总的来说,产业积聚所产生的优势可以总结如下:(1)基础设施建设与利用的规模经济优势;(2)市场拓展的规模经济优势;(3)可以促进企业之间的专业分工与协作,从而可以提高企业整体生产技术水平、节约交易成本;(4)能够形成机械设备和原料的集中供应与配套服务优势以及为客户提供服务和配套能力的优势;(5)同类产业集聚能强化地方专业形象,有助于挖掘社会资本,形成新的地方文化;(6)由于同业集聚,一旦某企业需要转产,很容易转让自己原有的专业化设备,从而降低转产的沉淀成本和市场退出壁垒,极大地降低了集群内企业的退出成本;(7)集聚有利于增强群落内各企业的学习能力和竞争能力,形成技术管理和创新的规模经济优势。所以对产业集聚现象研究很有必要。

近两年来,江西省提出了在中部崛起的宏伟战略目标和“三个基地、一个后花园”的发展思路[1],招商引资力度非常大。在这期间有些地方出现了产业集聚的趋势,形成了一些产业集群的雏形。大量产业集群的涌现必将对江西经济发展起到“增长剂”和“助推器”的作用,是江西在中部崛起不可缺少的因素[2]。其中建筑业的发展不仅为江西省国民经济的发展创造了雄厚的物质基础,而且大大地改善了城市面貌和人民居住条件,但由于江西建筑业正处于新旧体制的转轨过程中,建筑市场发育不完善,所以对江西省的建筑业进行研究对江西省经济的发展十分重要。

近来在应用洛伦茨曲线和基尼系数的基本原理对江西省城市建设用地扩展及其空间结构变化规律进行分析已有报道[3],但其仅仅揭示城市建设用地的类型、分布以及发展趋势,未能揭示经济发展与地区建筑业发展的相关性和地区性差异的必然性。本文通过研究江西省建筑业的区位基尼系数特征性,分析和比较了中心城市南昌、长江交通枢纽重镇九江以及广东经济辐射带交界的赣州和内地其他8城市(景德镇市、萍乡市、新余市、鹰潭市、吉安市、宜春市、抚州市、上饶市)的建筑业发展特征,以其探索江西省目前的经济发展模式。

1 江西省建筑业的空间结构分析

用江西省各个城市建筑业总产值比重来反映江西省建筑业的空间结构状况和变动过程。建筑业构成受地域限制较小,其发展受到交通、人才、资金等社会环境的影响较大,特别是受到产业政策调整和投资的影响更大。表1是江西省各个城市建筑业在各时期的比重状况,图1是江西省各个城市建筑业空间结构变动的形象反映[4]。

由表1 可知,江西省建筑业的总产值从1997年的1 053 360万元增长至2008年的6 435 560万元,一直呈增长趋势,特别是从2003年到2006年增长得最快。江西省建筑业空间结构变动得比较平缓,是一种非均衡状态,其中:江西省建筑业年总产值主要集中在了南昌,其在全省所占份额占三分之一,而鹰潭市建筑业规模最小,南昌市、九江市、赣州市所占份额较大;其次是吉安市、宜春市、抚州市、上饶市,而新余市、景德镇市、萍乡市、鹰潭市所占份额最小。

由表1数据作图,可获得江西省个城市建筑业空间分布图(见图1),从图1中更能看清各城市的发展趋势。从1997—2003年,排在前三位的一直是南昌市、九江市、赣州市;2004年第三位是上饶,这种状况一直持续到2006年;2007和2008年赣州又排到了第三的位置。这种状况的发生与各城市的建设与经济发展有关。由于赣州市大力发展城市建设,使得建筑业生产规模扩大,经济效益显著改善;南昌作为江西省会,是江西经济发展的中心;九江是长江经济枢纽,与安徽湖北交界,是经济交流的通商重镇;赣州和广东交界,随着广东经济的发展,必然带动江西赣州的农业、地产及矿业的发展。因此,伴随区域经济发展,在建筑业生产规模方面这3城市也是最大,尤其是省会南昌市在2003—2007年建筑业生产规模不断增加,而2008年有所下调。

2 江西省建筑业区位Gini系数分析

区位Gini系数(LocationGiniindex)是衡量经济或产业空间集聚度的重要方法之一。Gini系数是意大利经济学家科拉多·基尼在Lorenz曲线的基础上于1912年提出的,最初用于度量国家或区域之间收入不平等的相对程度。1986年,Keeble等人将Lorenz曲线和Gini系数用于度量某行业地区间分布的集中程度,发展成区位Gini系数。我们所使用的方法是Amitiand Wen提供的一个区位Gini系数计算方法[5]。

在测算某个地区某一产业的区位Gini系数时,假设该地区由n个地理单元(或称n个区域)组成,i代表某个需要测算区位Gini系数的产业,Sij、Sik是地理单元j和地理单元k在产业i中所占的份额,undefined是各地理单元在产业i中所占份额的均值。地区i的产业区位Gini系数的具体计算公式为:

undefined

对i产业,以Sij递降的次序把Sij累积相加,以累积的地理单元个数除以n作为横坐标,Sij的相应累积值作为纵坐标,逐个描出Sij的累积值,所得到的曲线就是Lorenz曲线。产业的区位Gini系数等于Lorenz曲线与45度线之间面积的两倍。一个产业在各个地理单元间分布越均匀,该产业的区位Gini系数就越小;当所有地域单元在一个产业中所占的份额都相等时,该产业的区位Gini系数就为零。如果一个产业完全集中在一个地理单元上,该产业的区位Gini系数就接近于1。

由于区位Gini系数反映的是一个地区的经济或产业在地理单元上的集聚状况,因此地理单元划分的范围大小对集聚程度反映的精度是不同的。对于同一个地区来说,划分的各个地理单元范围越大,构成地区的地理单元数量就越少;地理单元范围越小,地区地理单元数量就越多。划分的地理单元范围越大,经济或产业的空间集聚状况表现得就越模糊[6]。在一个大的地理单元范围内,经济和产业是集聚于地理单元中的一点还是平均分布于整个地理单元中就无法判断,因此,为了提高区位Gini系数对经济或产业空间集聚状况的反映精度,就不能将构成地区的地理单元划分得过大。所以我们以江西省的11个城市作为基本地理单元来计算江西省的建筑业区位Gini系数,具体地理区域划分为:南昌市、景德镇市、萍乡市、九江市、新余市、鹰潭市、赣州市、吉安市、宜春市、抚州市、上饶市。以1997年至2008年江西省11个城市的建筑业生产总值资料计算江西省建筑业区位Gini系数见表2所示。

由表2的计算结果可知,江西省建筑业在空间上表现出了一定的集聚现象。

将江西省建筑业的区位Gini系数按时间顺序绘制为如图2所示。

由图2中可以看出建筑业空间集聚度的变动情况及变动趋势。1997—2003年江西省建筑业空间集聚度都呈现波浪形的不断下降态势,集聚程度的震荡幅度和下降幅度都较大,说明该段时间建筑业的发展规模在各区域的格局有一些明显的变化,发展分散化趋势较为明显;2003年以后空间集聚度出现了上升的趋势,但是到了2007年又有下降。

由以上的各图表可得以下结果:

(1)通过对比分析江西省各市建筑业发展,表明江西省各市建筑业整体发展处于不平衡的状态。省会南昌作为全省的政治、经济、文化中心,集中全省人财物优势,其每一年的建筑业发展都处于最高水平,其他大多数市的建筑业发展水平都在南昌市水平以下。分析结果表明其他各市与南昌市相比在建筑业发展水平上有很大的差距。

(2)从其他各市发展情况来看,赣州市占江西省区域面积很大部分,赣州市的建筑业所占全省的百分比一般都位于全省各市的第三位;与赣州市相反,鹰潭、新余市、萍乡、景德镇4市在全省建筑业总产量方面占比比较低。

(3)不过从江西省各市建筑业发展综合比较来看,南昌和九江发展水平两者最相近,属于江西省建筑业发展第一集团,未来发展策略应把这两市打造为江西经济增长极,发展两市辐射作用,带动周边市区发展;赣州属于建筑业发展第二阵营,赣州未来发展可以利用其区位优势(靠近珠三角和海西经济区),吸引沿海产业转移,打造新的增长极;萍乡和鹰潭由于建筑业总量太小,未来策略还是应针对本地区产业优势,深挖产业潜能,提高产业技术实力。

区位基尼系数分析充分反映江西省各城市的经济发展特征,其结果显示了江西省目前的发展模式是以省会南昌市以及经济开放重镇九江和赣州市为主,以点带面辐射全省的快速发展的格局。

3 建筑业产业集聚与城镇建设发展模式

江西的经济发展模式大体和全国发展模式一样。全国目前工业也是处于聚集状态[7],总体是以特区带动全国经济的发展,而江西当前是以建筑业产业集聚城市南昌、九江、赣州作为重要载体,承接海外和沿海发达地区产业转移的基地,逐步培育和提升本省相关企业和产业的核心竞争力,推动全省经济发展。在一定时间内建筑业等工业集聚的形成和发展将仍然支持江西省经济的快速发展,例如建筑业高度集聚的南昌市同时也是全省人口和财政收入的四分之一,作为江西省的经济中心,其汽车制造、机械工业、电子工业、纺织工业及一些新兴的产业发展迅速,经济实力强,对整个江西的经济发展有较强的影响力,其经济辐射和吸引能力带动着周边城镇的发展。

然而,如果在一定的时间内不能逐步缩小和消除周边不发达地区的差距,那么聚集效应将越来越严重,这将导致严重的经济发展不均衡,导致城市规划困难、生态环境恶化以及流通成本上升,最终导致经济发展变缓。

图2 显示的2007年基尼系数变缓说明江西省的各城市正处在良性的发展轨道[8]。对于江西省,我们认为为避免严重的经济发展不均衡,目前就应当尽早应采取以下措施[9]:

(1)加强科学技术创新向不发达地区快速推广和应用。

(2)进一步加强基础设施如交通、通讯、水电等相应设施的建设,以利于经济开发交流。

(3)促进实用性专业人才培养和倾向性向不发达地区流动。

(4)统筹各城市的地区优势,协调发展经济。

(5)各城市可根据各自优势进一步快速发展特色经济:把南昌的发展置于重要位置,有效发挥京九线上省会城市龙头作用,建成中部地区重要的产业基地和物流商贸中心以及建立快速培养、推广高科技的基地。九江可积极发展商贸旅游业,建成北部区域与湖北、安徽的经济交流中心城市并开拓具有特色的港口旅游城市和沿江的工业开发基地。赣州可充分发挥紧靠珠三角的区位优势,加快特色冶金产业和劳动密集型产业向现代科技企业发展,建成赣粤闽湘四省经济交流的现代化中心城市。上饶应充分发挥毗邻长三角的区位优势,承接南昌和九江经济辐射带,建成东北部经济发展区域。景德镇可进一步利用民族的瓷文化推行一些仿古瓷器以及建立仿古瓷的旅游产业。萍乡可发挥省际间纽带作用,加大科技投入,实现资源型产业转型,发展新材料工业。新余可利用钢铁产业发展辐射到其下游企业,向钢铁建筑、钢铁家具、钢铁装潢积极渗透发展。鹰潭可加快铜冶炼及铜精深加工业发展,利用铜产业发展辐射到其下游企业。宜春可充分发挥赣西区域中心城市优势,建设区域性现代物流中心。吉安可发挥连接南北的区位优势,加强轻工电子产业。抚州可连接闽台经济区辐射带,发展特色农产品加工、医药和轻纺产业。

总之,只有在省政府政策的支持下,发挥各城市特色经济,才能使江西经济进一步快速发展,从建筑业集聚型城市群发展模式逐步转为全面发展模式,实现持久协和的社会主义发展新模式[10]。

摘要：经济和产业在空间上的集聚是当前人类经济活动在空间上的最突出表现,产业集聚与经济开放的程度有很大的关系。首先对江西省建筑业的空间结构进行了研究分析,从整体上把握了江西省建筑业在空间布局上的特征,即江西省建筑业空间结构变动得比较平缓,是一种非均衡状态。然后把江西省划分为11个地理区域,利用区位Gini系数来测算江西省建筑业的空间集聚状况,结果显示,江西省建筑业在空间上表现出了一定的集聚现象。最后针对江西省各城市的现状及优势提出了发展城市建设的一些建议。

关键词：产业集聚,集聚研究,基尼系数分析,建筑业,城市建设

参考文献

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[2]胡振鹏,童亮.产业集群的理论与实践及其对江西在中部崛起的启示[J].南昌航空工业学院学报:社会科学版,2003(9):1-5

[3]叶长盛.基于洛伦茨曲线和基尼系数的江西省城市建设用地空间结构分析[J].资源与产业,2011,13(4):37-42

[4]江西省统计局.江西省统计年鉴[EB/OL].中国统计年鉴数据库网站,(2011-11-28)http://tongji.cnki.net/kns55/areash-eng.aspxareacode=xj14&grade=1

[5]刘春霞.产业集中度测度方法研究[J].经济地理,2006,26(5):742-746

[6]周国兰,黄淑华.江西工业化与城市化互动发展探索[J].宏观经济研究,2004(3):60-63

[7]徐圆.中国工业基尼系数与产业集聚程度分析[J].金陵科技学院学报:社会科学版,2008,22(1):54-57

[8]中华人民共和国国家发展和改革委员会.江西省努力提高区域发展融合度积极培育城市群[EB/OL].(2006-09-22)http://www.sdpc.gov.cn/gzdt/t20060922_85622.htm

[9]张二君.产业集群培育与中部经济发展[J].经济研究导刊,2010(23):66-68

粘滞系数测定误差分析 第8篇

奥氏粘度计 (Ostwald-viscosimeter) 用于测量液体粘度, 在临床上及医药行业被广泛使用。比如测定血液的粘度, 对了解血液的流动性及其在生理和病理条件下的变化规律, 评价微循环障碍的原因以及诊断和防治血液粘度异常疾病具有重要意义。本文给出了奥氏粘度计测量的原理, 并分析了实验误差的原因。

1 问题的提出

用奥氏粘度计测量粘度是利用已知液体的粘度来测量、求得待测液体的粘度, 所以是一种间接比较法。

以酒精粘度测量为例:让一定体积 (V) 的液体 (水或酒精) 在重力作用下于粘度计的左侧从上向下流动, 液柱高度为h, 液柱长度为L, 管半径为r, 促使液体流动的液柱的上下表面压强差为△p, 液体流量为Q, 液面从m下降到n (如图1) 所用的时间为t, 液体的粘滞系数为η。由泊肃叶公式:Q=πr4△p/8ηL, 其中Q=V/t, △p=ρgh,

故泊肃叶公式变为:V/t=πr4ρgh/8ηL

若将蒸馏水 (标准液体) 流动的数据代入上式, 得到:

将待测液体 (酒精) 流动的数据代入上式, 得到:

两个等式相除, 得到:

所以只要知道水的粘滞系数、水和酒精的密度, 测出同体积的水和酒精分别从m流动到n所用的时间t水和t酒, 就可以算出酒精的粘滞系数。

实验步骤是:

(1) 将粘度计用夹子K固定, 放入盛水的水槽中并使之竖直;

(2) 用注射器或量筒将5 ml的蒸馏水自B管注入, 然后用橡皮球从A泡开口处向上吸管中的液体, 直至液面超过刻痕m, 注意不可使液体吸入橡皮球内;

(3) 松开橡皮球, 使液面下降, 当液面经过m时开动秒表, 液面继续下降, 当它通过n时将秒表停住;

(4) 重复上述步骤 (2) 、 (3) , 共做3~5次, 并求出平均值t水;

(5) 将蒸馏水倒出, 用酒精洗净粘度计后, 将5 ml纯酒精注入粘度计, 重复上述步骤 (2) 、 (3) , 共做3~5次, 并求出平均值t酒;

(6) 利用公式η酒=ρ酒t酒η水/ρ水t水计算。

用奥氏粘度计测量粘度是常用的粘度测量方法之一, 但是在实验时测量结果往往有较大的误差。产生误差的原因很多, 有偶然误差, 也有系统误差。关于误差的来源, 现分析如下。

2 系统误差来源分析

(1) 本实验最后计算酒精粘滞系数的公式η酒=ρ酒t酒η水/ρ水t水中的两个t是测量得出的, 其他3个量ρ酒、ρ水和η水是通过查表得出的已知数, 不少教材提供的表格中, 温度每相差5℃给一个数值, 所以应用时只能取相近温度下的数值作为已知数代入公式计算, 自然得出的结果不准确。

全国卫生类高职高专规划教材《物理》[1]中所给出的数据见表1。

若改为更精确的数据, 见表2~4。

代入公式的已知数越精确, 最终的计算结果自然会越准确。

(2) 由时间测量引起的误差。实验中, 需用秒表测量水和酒精从管子中下降所用的时间。秒表在使用时要有反应时间。开始时, 一般可以实现松开洗耳球与开始计时同步, 但计时终点通常要有一个反应时间, 这使得代入公式的时间数值偏大。

3 偶然误差来源分析

3.1 由液体体积引起的误差

实验中两次测量时, 是用移液管分别取相同体积的水和酒精, 这个体积, 正常情况下应该是6 ml, 且两次测量中的水和酒精体积要相同。

(1) 水量与酒精量不同:

如果水的体积大, 酒精体积小, 则水从管子中流下所用的时间t水变大, 根据公式η酒=ρ酒t酒η水/ρ水t水,

计算得出的酒精粘滞系数η酒会偏小。

相反, 如果水的体积小, 酒精体积大, 则最后算出的酒精粘滞系数η酒会偏大。

(2) 两次测量时, 用移液管取的水和酒精量虽然相同, 但是体积都过少:则在把液体注入B泡时, 不能充满, 用洗耳球吸到另一侧的A球时, 液体也不能充满A球, 而实验者就以这里 (而不是刻度“m”) 为起点开始计时, 测量得出的时间就不是实验所要求的“液面从m下降到n所用的时间”。

而且由于液面不能充满整个A球, 导致用洗耳球吸的时候, 液体最多只能上升到图中所示位置, 再吸, 液体就会像沸腾了一样, 冒出大量气泡 (如图2) , 也就会有液体溅到A球上边的玻璃管口, 溅到玻璃管口的液体被洗耳球吸走, 就不能保证两次实验的液体体积相同。

所以, 实验中, 用移液管取水和酒精时, 都要取6 ml, 两次相等, 保证最初能充满B球;用洗耳球吸到另外一侧以后, 能充满A球。

3.2 由酒精浓度引起的误差

实验要测量的是纯酒精的粘滞系数, 而学生实验每次用的酒精是回收利用的, 所以经常测出的粘滞系数既不是98%酒精的, 也不是75%酒精的, 总之是加水酒精的粘滞系数, 比纯酒精的粘滞系数偏小。

3.3 由温度测量引起的误差

实验要求水和酒精的温度相同, 实验要在大烧杯的热水中进行, 但是, 由于实验者在空气中进行实验, 酒精挥发, 使得酒精温度明显比水的温度低;而在大烧杯的热水中进行实验, 由于水温比室温高得多, 大烧杯中的热水温度下降很快, 加上某些实验者实验操作速度较慢, 两次实验的温度实际不相同。

如果水的温度低, 因为η水变大, 流动时间变大, 根据η酒=酒t酒η水/ρ水t水, 代入公式的t水是一个偏大的数值, 所以最终算出的η酒偏小;相反, 如果酒精的温度低, 最终算出的η酒偏大。

3.4 粘度计未保持竖直状态带来的误差

由于实验是在大烧杯里做的, 有些实验者就把奥氏粘度计斜靠在大烧杯的内壁, 使粘度计处于倾斜状态。回顾上文的实验原理:

Q=πr4△p/8ηL, 其中Q=V/t, △p=ρgh,

故泊肃叶公式变为V/t=πr4ρgh/8ηL;

若将蒸馏水 (标准液体) 流动的数据代入上式, 得到:

将待测液体 (酒精) 流动的数据代入上式, 得到:

如果两次的液体体积相等, 且液柱都是竖直放置, 则h水=h酒, L水=L酒。

两个等式相除, 得到:η酒=ρ酒t酒η水/ρ水t水

如果粘度计斜放, 而且倾斜的角度是随机的, h水=h酒, L水=L酒的条件不存在了, 再用η酒=ρ酒t酒η水/ρ水t水计算, 当然就有较大误差。

综上所述, 只有充分考虑实验中误差产生的原因, 改进实验方法, 控制实验条件才能减少误差, 使实验结果接近真值。

摘要：用奥氏粘度计测量液体粘度是常用的粘度测量方法之一, 但是经常存在较大误差。本文分析该实验中的系统误差和可能的偶然误差, 提出减小误差的方法。

关键词：粘滞系数,奥氏粘度计,误差

参考文献

河南电力消费弹性系数变动状况分析 第9篇

电力是国民经济的主要能源,电既是生产资料,又是生活资料,是现代社会经济运行和人们生活不可缺少的物质条件,电力发展与经济发展有着密不可分的联系。

电力消费弹性系数一直是作为电力发展和经济发展之间的一种宏观关系加以应用,是国民经济诸多数量关系中的一个重要变量,其数值为某时期电力消费增长速度与生产总值增长速度的比值,它的变动是一定时期经济增长、结构变化、技术进步和供求关系等相关因素共同作用的结果[1]。

“九五”以来,河南电力消费弹性系数呈现大幅度波动的状态,最高时达到1.40,而最低时居然是负值,为-0.14,变化幅度之大引人瞩目。那么,河南电力消费弹性系数“大起大落”的变动中到底蕴藏着怎样的规律?是什么原因造成电力消费弹性系数呈现如此剧烈的变化?未来河南电力消费弹性系数的变化趋势又将如何?这些正是本文将要分析和探讨的问题。

1 对电力消费弹性系数的认识

1.1 电力消费弹性系数的定义与内涵

弹性理论由19世纪法国经济学家古诺首创,其后由英国和美国经济学家用于实践,弹性分析是一种简单易行的定量预测方法。弹性也称弹性系数,是一个相对量,定量描述一个变量的相对变化引起另一个变量的相对变化[2]。

电力消费弹性系数是指一个国家(地区)的电力消费增长率与GDP增长率(经济增长率)之比,说明电力消费增长速度与国民经济增长速度的快慢,因此,电力消费弹性系数的内涵反映的是电力消费与经济增长的关系,即在一定的经济增长速度下,电力消费的增长速度是超前、同步、滞后还是负增长。

根据上述定义,电力消费弹性系数(k)的表达式为:

式(1)中:ΔE表示本年度电力消费的增量;E表示上年度电力消费的总量;ΔG表示本年度生产总值的增量;G表示上年度生产总值的总量。需要说明的是,生产总值均应采用可比价计算。

由式(1)变化可得到:

式(2)中:ΔE/ΔG的含义为本年度单位生产总值的耗电量,E/G的含义为上年度单位生产总值的耗电量。

因此,若从单位GDP电耗的角度来理解[3],则当电力消费弹性系数大于1或小于1,表示的是单位GDP电耗的上升或下降;反过来,当得知单位GDP电耗上升或下降时,相应地,电力消费弹性系数必将大于或小于1。

1.2 电力消费弹性系数变化的一般规律

虽然电力消费弹性系数因受多种因素的影响而难以准确预测,但是根据有关理论和现实数据分析,仍能发现一些其变化的一般规律。

(1)电力消费与经济增长之间有一定的关系,但并不是完全相关的函数关系。电力消费与经济增长一般是同向的,但并不一定同步。电力消费与经济增长同向但并不同步,那是因为影响电力消费增长的因素除了经济增长的因素之外,还受到一些诸如产业结构变化、工业内部结构变化、能源消费结构变化、生活水平提高等其他因素的影响。

(2)能源经济学理论认为,电力消费弹性系数一般在1上下波动,总体上有趋近于1的特性。当然,具体到某一个时期或年份,由于各种因素的作用,电力消费弹性系数也有发生突变、不遵循渐变规律的情况。

(3)从国内外的实际情况来看,在工业化中期“重化工业化”阶段,电力消费弹性系数一般大于1;当发展到“高加工度化”时期,电力消费弹性系数将会减小,在1左右浮动并趋向小于1;当发展到工业化后期阶段时,由于经济结构的调整和能源利用效率的提高,电力消费弹性系数将小于1[4]。

(4)当发生产业结构调整、产品结构调整、就业结构调整等重大经济结构调整时,一般都会引起电力消费弹性系数的较大幅度波动。例如:1978~1982年间我国第二次经济调整时发生过电力消费弹性系数大幅下降的情况。

2 河南电力消费弹性系数的历史变化

由于电力消费和经济的增长受不确定性因素影响较大,电力消费弹性系数具有一定的随机性,尤其是在上世纪八九十年代的经济转轨时期。在这种情况下,电力消费弹性系数的参考价值就有所减弱。基于此考虑,本文选取了河南省“九五”以来这段时间作为研究范围,这个时期河南省经济运行相对平稳,和现在电力消费状况的关系也最为密切。

2.1 河南电力消费弹性系数的变化情况

“九五”以来,河南GDP增长、电力消费增长以及电力消费弹性系数的变化情况如表1所示。

注:GDP增长率数据来自《2008河南统计年鉴》,电力消费增长率数据来自1996~2007年《河南省电力公司工业统计资料汇编》。

“九五”以来,河南电力消费弹性系数变化的折线图如图1所示。

从上述图表可以看出“九五”以来河南电力消费弹性系数的变动情况:电力消费弹性系数在1左右波动,整体上呈现上升的态势,即由“九五”期间持续的小于1变为“十五”以来的持续大于1和接近于1;而在1998年,电力消费弹性系数则出现大幅下滑而为负值的异常情况。

2.2 河南电力消费弹性系数变化的特点

根据分析,河南电力消费弹性系数的变动有如下几个明显的特点:

(1)河南电力消费增长率的变化幅度远远大于河南GDP增长率的波动幅度,因此,电力消费弹性系数值的大幅波动主要的是电力消费增长率剧烈波动所造成的结果。GDP增长率最高为2007年的14.6%,最低为1999年的8.1%,而电力消费增长率最高为2007年的18.7%,最低为1998年的-1.25%,电力消费增长率的波动幅度明显地高于GDP增长率的波动幅度。

(2)电力消费弹性系数由持续的小于1变为持续的大于1,并不是经济增长减速的结果。从2001年开始,虽然河南电力消费弹性系数开始大于1,但是这个时期河南经济仍然保持了10%左右的高速增长。

(3)电力消费弹性系数的变化反映了单位GDP电耗的变化,即当弹性系数大于或小于1时,单位GDP电耗分别增加或降低。例如:2006年弹性系数为0.88,单位GDP电耗下降1.58%;2007年弹性系数为1.28,单位GDP电耗上升3.55%。

3 影响河南电力消费弹性系数变动的主要因素分析

河南电力消费弹性系数的变动,具有一般规律,但也有一定的特殊性。因此,认真分析影响其变化的因素,是正确理解其变动规律的基础。

从2001年开始,河南电力消费弹性系数持续多年低于1的局面发生转变,2001~2007年电力消费弹性系数变为大于和接近于1。这符合工业化中期“重化工业化”阶段,电力消费弹性系数一般大于1的普遍规律。然而,进一步分析,具体又是哪些因素导致河南电力消费弹性系数由原来多年小于1的局面变为大于或接近于1呢?笔者认为主要有以下几点因素。

(1)终端能源消费结构的优化,是电力消费弹性系数上升的主要原因。

近些年来,随着经济的快速发展、科学技术的进步、电气化水平的提高、环境保护的加强以及电力供应形势的缓解,在河南省终端能源消费结构中,煤炭所占比重不断下降,电力所占比重不断上升。在上世纪八十年代,全省能源终端消费结构中,煤炭比重保持在60%左右,九十年代中期以前仍然保持在50%以上,其后比重快速下降,2001年降至38%。与此对应,电力比重在九十年代中期之前一直保持在30%左右,进入九十年代后期开始出现大幅上升,2001年电力比重达到40%。河南终端能源消费结构中电力对煤炭的这种替代必然导致电力需求的过快增长,从而促使电力消费弹性系数上升。

(2)工业内部结构中重工业比重的提高,是导致电力消费弹性系数上升的重要原因。

“九五”以来,河南重工业占全省工业总产值的比重呈现逐年上升的趋势。1996年,河南重工业占全省工业总产值的58.5%,2001年,重工业比重达到61.5%,到2007年比重上升到65.4%。“九五”以来河南重、轻工业占工业总产值的比重如图2所示。

一般来说,重工业与轻工业相比,具有单位产值耗能高的特点。据测算,目前重工业单位产值耗电量约相当于轻工业的1.7倍。如此,河南工业结构中重工业比重的逐步提高,必然导致电力消费弹性系数的上升。

(3)生活用电的较快增长,是电力消费弹性系数上升的重要因素之一。

九十年代中后期,是河南城乡居民收入较快增长,生活质量明显提高的时期,居民家庭生活的电气化水平快速提高,而且近几年河南房地产行业也迅猛发展,这些都推动了生活用电的增长。2001~2007年,全省城乡居民生活用电量年均增长11.7%。居民生活用电量占全社会用电量的比重从“九五”期间的9.4%上升到“十五”的10.1%。而生活用电是不直接产出GDP的,这样河南居民生活用电量的较快增长,也促使电力消费弹性系数有所提高。

至于1998年河南电力消费弹性系数出现为负值的异常情况,其原因为:从宏观经济发展的大环境看,受亚洲金融危机的影响,河南经济发展速度有所回落,全省电力需求大为放缓;从河南电力需求内部变化上看,因河南适应国家产业结构调整的要求,全省黑色、有色等高耗能企业加快自身内部结构调整,实施集约化发展,在产品产量继续增长的情况下,用电量却有所下降,造成占全省全社会用电量70%以上的第二产业用电量下降3.0%,全社会用电量下降1.25%的局面,最终导致电力消费弹性系数出现了为负值的极端状况。

4 未来河南电力消费弹性系数的变化趋势

目前,受全球金融危机的影响,河南省经济发展受到一定的影响,但依然保持较快增长,2008年全省GDP增长率为12.1%。预计未来五年,全省经济仍将以10%以上的速度增长。

从工业结构上看,河南省将处于由以原材料加工为主的重化工业化阶段向高加工度化为主的阶段转变的过渡时期。由于工业的重化程度较高,重、轻工业的比例将保持相对稳定的状态,工业发展将主要依靠技术进步,单位工业产值电耗呈下降趋势,从而促使电力消费弹性系数有所下降。

从居民生活用电情况看,河南人口尤其是农村人口众多,城镇化水平较低,居民生活用电水平、用电比重将会继续稳步提高。生活用电比重的提高又将促使电力消费弹性系数有上升的趋势。

综上所述,河南已进入了经济社会和电力需求的稳定增长期。根据未来五年河南所处的发展阶段、工业结构及居民生活用电水平,预计未来五年河南电力消费弹性系数将在1左右波动,总体上趋向小于1。

特别说明的是,由于有色、黑色等高耗能行业在河南工业中占有很大比例,如果某个时期因产品市场看好而导致高耗能行业用电量快速增长,那么该时期电力消费弹性系数将极有可能会出现大于1的情况。

5 结语

在经济发展的不同阶段,终端能源消费结构、工业内部结构变化的趋势及居民生活用电水平等因素决定了这一时期电力消费弹性系数的水平。“九五”以来,河南电力消费弹性系数整体呈现上升态势,正是上述几大因素共同作用的结果。

根据对未来河南经济发展、工业结构变化等因素的分析和判断,预计未来五年河南电力消费弹性系数将在1左右波动,总体上趋向小于1。若高耗能行业用电量出现高速增长,则电力消费弹性系数将可能大于1。

通过对电力消费弹性系数的研究与分析,能够把握河南电力工业的发展速度,指导电力工业健康稳定发展,为河南省国民经济的可持续发展提供可靠的保障。

参考文献

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建筑门窗传热系数分析与试验研究 第10篇

关键词：传热系数,有限单元法,线传热系数,数值模拟

0 引言

建筑门窗是建筑外围护结构保温性能最薄弱的部位, 提高门窗保温性能是降低建筑物长期使用能耗的重要途径。

衡量建筑门窗保温隔热性能的一个最重要的指标是传热系数。本文结合ISO15099:2003及我国计算规程, 通过建立门窗截面的二维有限元模型, 对整窗的传热系数进行计算, 并得出了详细的线传热系数计算方法, 为门窗的热工设计和计算提供一种参考。

1 门窗传热系数分析

1.1 窗的传热系数计算

1) 常用方法。

我国计算规程中, 对窗的传热系数是采用常用方法进行计算的, 公式如下:

其中, Ag为窗玻璃面积;Af为窗框面积;lψ为玻璃区域的边缘长度;Ucg为玻璃中心区域传热系数;Uf为窗框的传热系数;ψ为窗框和窗玻璃之间的线传热系数。

2) 替代方法。

该方法适合进行计算机数值模拟, 是门窗传热系数有限元计算的基础, 它是国际上普遍采用的数值计算方法。

其中, Ufr, Ueg, Udiv, Ude分别为带玻璃系统的窗框传热系数、玻璃边缘传热系数、分隔框传热系数及分隔框边缘传热系数;Ac, Af, Ae, Adiv, Ade分别为玻璃中心区域、框、玻璃边缘、分隔框、分隔框边缘部分的投影面积。其中, Ufr, Ueg由下式表示:

其中, lf为室内表面框投影长度;leg为室内表面玻璃边缘宽度, 其大小为63.5 mm;ϕfr, ϕeg分别为通过框及玻璃边缘部分的热量;Tni, Tne分别为室内、外环境温度[3]。

1.2 窗的几何划分

对整樘窗进行传热计算时, 首先应对整窗进行几何划分, 不同类型的窗框均应计算框传热系数、线传热系数, 而不同类型窗框相交部分的传热系数宜采用临近框中较高的传热系数代替。另外, 框与墙相接的边界应作为绝热边界处理, 如图1所示。

如图1所示, 根据窗型结构计算整窗传热系数时, 首先计算玻璃中心传热系数Ucg, ①～⑥窗框截面传热系数Ufr及线传热系数, 然后按面积进行加权平均计算整窗传热系数[4]。

1.3 窗框传热系数分析

窗框的传热计算是以稳态二维热传导为基础, 依据如下热传递基本方程[5,6]:

窗框内部任意两种材料相接表面的热流密度q应用下式计算:

其中, λ为材料的导热系数;ex, ey分别为两种材料交界面单位法向量在x和y方向的分量。在窗框的外表面, 热流密度q为:

其中, qc为热流密度的对流换热部分;qr为热流密度的辐射换热部分。

在处理框内部封闭空腔的传热时采用当量导热系数的方法, 其当量导热系数应考虑空腔内的辐射和对流传热, 以便于划分有限元网格, 公式如下:

其中, hc, hr分别为对流换热系数和辐射换热系数, 它由努谢尔特准则数Nu来计算, 努谢尔特准则数则依据空腔尺寸的高宽比、朝向以及热流的方向等因素来确定。

由于数值计算是采用本文第二种替代方法, 为了同我国计算规程相一致, 在用有限元计算线传热系数时, 可按下述方法分两个步骤进行计算:1) 计算窗框传热系数Uf时, 用一块导热系数λ=0.03 W/ (m·K) 的板材替代实际的玻璃, 板的厚度和嵌入深度同玻璃完全一致[7], 边界条件取值按照我国计算规程规定的冬季计算条件, 如图2所示。2) 用实际的玻璃系统替代导热系数λ=0.03 W/ (m·K) 的板材, 尺寸、边界条件不变, 计算所得窗框、玻璃边缘传热系数分别为Ufr, Ueg, 如图3所示。

对如图3所示的固定的系统, 在一定的边界及条件下流过截面的热流量是一定的, 因此根据式 (1) 和式 (2) 有:

整理式 (10) 得线传热系数为:

式 (11) 就是用Therm计算线传热系数的公式, 式中bf为窗框宽度。

2 计算实例

如图1所示的隔热断桥铝合金平开窗, 窗玻璃面积Ag=1.41 m2, 对①～⑥截面建立模型如图4所示。

计算时采用的边界条件见表1。计算结果如表2所示。

把表2中的数据带入式 (1) , 计算整窗传热系数为ut=3.20 W/ (m2·K) , 而按照GB/T 8484-2008, 该窗进行传热系数测试得u′=3.32 W/ (m2·K) 。计算表明, 采用本文所述方法计算整窗传热系数其结果与试验值吻合较好, 且能很好地满足我国规范的要求。

3 结语

本文根据我国门窗幕墙热工计算规程, 结合国际标准, 提出了线性传热系数的计算方法, 该方法简单明了, 很好地解决了门窗线传热系数的计算方法, 为门窗幕墙的热工设计提供了一种参考方法。

参考文献

[1]杨世铭, 陶文铨.传热学[M].北京:高等教育出版社, 1982.

[2]JGJ/T 151-2008, 建筑门窗玻璃幕墙热工计算规程[S].

[3]ISO15099:2003, Thermal performance of windows, doors andshading devices-Detailed calculations[S].

[4]NFRC 100-2004, Procedure for Determining Fenestration ProductU-factors[S].

[5]朱伯芳.有限单元法原理与应用[M].北京:中国水利水电出版社, 1998.

[6]ISO10077-2, Thermal performance of windows, doors and shutters-Calculation of thermal transmittance-Part2 Numerical method forframes[S].

[7]THERM 5.2/WINDOW 5.2 NFRC Simulation Manual[Z].2006.

基尼系数分析 第11篇

关键词：供应商评价指标；权重；层次分析法

中图分类号：F407.471 文献标志码：A 文章编号：1005-2550（2011）05-0071-04

The Application of AHP in Supplier Evaluation for Determining Indicator Weight

YUAN Ya-jun

(Dongfeng Commercial Vehicle Company Quality Assurance Department of DFL，Shiyan 442001，China)

Abstract：AHP is widely used in many target areas，need to analyze the model to solve practical problems.In this paper， Dongfeng Commercial Vehicle Company，for example， through the analysis of supplier selection and evaluation process and criteria， the use of AHP to solve supplier evaluation index weight coefficient setting problems and guide the organization of scientific evaluation of suppliers，supply chain optimization to construct the core competitiveness of the organization needs to adapt to the supplier base platform .

Key words: supplier evaluation；weight；AHP

高效、可靠的供应链关系是支持组织高速发展的支撑力量之一。如何选择和评价供应商，则是供应链管理的关注重点。可是，在供应商选择与评价领域中，供应商评价指标体系中各指标权重的设置往往是一个难点，常用的是经验判断法，缺点是主观性太强，缺乏相应的检验条件，容易影响对结果的把握。本文尝试利用层次分析法来解决上述问题，可避免因主观设置权重与现实情况发生矛盾，帮助组织科学地选择和评价供应商，建立满足组织核心竞争力所需要的供应商平台，提高决策的有效性。

1 层次分析法及基本流程

1.1 层次分析法的优劣点

美国运筹学家T.L.saaty等人在20世纪70年代提出了层次分析法（Analytic HierarchyProcess，简称 AHP)，这是一种定性和定量相结合的分析方法，它将评价者对复杂系统的评价思维过程数学化，其基本思路是评价者通过将问题分解为若干层次和若干要素，并在同一层次的各要素之间进行比较、判断和计算，就可得出不同替代方案的重要度，从而为选择最优方案提供决策依据。该方法的优点是成系统性、实用性强、方法简便，容易被决策者把握；其局限性表现在只能从原有方案中优选，且比较、判断以及结果的计算过程还是较粗糙的，不适用于精度要求非常高的问题。在供应商选择和评价领域中，层次分析法不仅适用于供应商的最优选择或采购方案的最优选择，而且可以科学计算评价指标的权重系数。

1.2 层次分析法基本流程

基本步骤主要是以下四个方面。

（1）建立层次结构模型

该层次结构模型一般分为三层，最上面为目标层，最下面为方案层，中间是准则层或指标层。一般来说，若上层的每个因素都支配着下一层的所有因素，或被下一层所有因素影响，称为完全层次结构，否则称为不完全层次结构。

（2）构造判断矩阵

对于准则层（可以为多层）应从第二层开始构造判断矩阵A=（aij）n×n。其中aij就是元素ui和uj相对于C的重要性的比例标度。并满足下列性质：aij>0，aij=1/aij，aii=1。两两元素之间进行的比较，一般采用九分法标度比较（见表1）。

表1 九分法的标度和含义

（3）层次单排序及一致性检验

对每个判断矩阵计算最大特征值 λmax及其对应的特征向量W，利用一致性指标CI=，随机一致性指标RI（见表2） 和一致性比率CR=做一致性检验。若检验通过，特征向量（归一化后）即为权向量；若不通过，需要重新修正判断矩阵。一般常采用特征根法确定权向量。

表2 平均随机一致性指标RI

（4）计算各层元素对目标层的总排序权重

总排序权重是指最低层中各元素对于目标的排序权重。计算最下层对最上层总排序的权向量W（k）=（1（k），2（k），…，nk（k） )T =P（k）•W（k-1），利用总排序一致性比率CR（公式如下）进行检验。

CR=（1）

若通过，则可按照总排序权向量表示的结果进行决策，否则需要重新考虑建立模型或重新构造那些一致性比率CR较大的判断矩阵［1］。

2 供应商评价的基本流程和指标体系

2.1 供应商评价的基本流程

一般来说，供应商选择和评价的研究领域包含准入评价和综合业绩评价两个方面内容。供应商的选择和评价流程可以抽象地简单归纳为以下几个基本步骤，如图1所示［2］。

图1 供应商选择和评价的基本步骤

2.2 建立供应商评价指标体系

供应商评价涉及因素复杂，学者Weber.Current和Benton依据Dickson提出的23项评价内容作为基准，统计不同文献出现的频率，以品质、价格、交付期、服务最高［3］。本文以此做为评价体系的内容建立评价指标，根据组织自身发展阶段、市场地位、经营情况、产品布局等因素，制订出适当的评价准则体系为供应商的评价工作提供支持。需要说明的是，由于每个企业的具体情况不同，因此在实际选择供应商时，应根据具体情况，从中选择若干准则。

现以东风商用车公司做为参考实例，原材料供应商的评价指标体系分为以下两个部分：一是现行平台上供应商的业绩评价指标体系（见图2）；二是潜在供应商的准入评价指标体系（见图3）。

现行平台供应商业绩评价主要是对供应商整个业绩结果系的把握，评价方式和内容较单一，可通过设置最劣条件进行淘汰不满足要求的供应商。而供应商准入评价的指标体系较为复杂，可分为要因系和结果系，且通过评价结果的正交，根据落入区域来判断该供应商是否满足要求，本文在这里不做详细说明，仅对现行供应商的业绩评价进行实例说明。

3 基于AHP的评价指标权重系数的设置

以东风商用车公司原材料供应商业绩综合评价为例，利用层次分析法进行权重系数设置的计算。需要说明的是，在构造判断矩阵过程的两两因素比较，主要根据商用车公司的发展目标、发展阶段、采购战略、供应链管理水平、材料供应商现状水平等方面，结合部门职责和关注重点，由各部门专家综合比较判断得出结果。不同的判断结论，直接会影响最终的权重结果。

3.1 建模

一个好的层次结构对于解决问题是极为重要的，如果在层次划分和确定层次元素间的支配关系上举棋不定，那么最好重新分析问题，弄清元素间相互关系，以确保建立一个合理的层次结构。图4是材料供应商业绩评价指标体系的层次结构模型，具体指标层次关系见图2描述。

3.2 构造判断矩阵

对每一层次各指标的相对重要性采用九分标度法给出判断，并写成矩阵形式。B层的矩阵A（相对于目标层）和C层的矩阵B1（相对于Q指标）、B2（相对于C指标）、B3（相对于D指标）的形式如下所示：

A= 1351/3 1 31/51/31 B1= 1351/3 1 31/51/31

B2= 135 21/3 1 31/21/51/311/41/2 2 41 B3= 157 31/5 1 31/31/71/311/51/3 3 51

3.3 计算层次单排序的权向量和一致性检验

首先计算判断矩阵A归一化特征向量:W={0.637，0.258，0.105}

矩阵AW={1.935，0.785，0.318}

然后计算出对应的最大特征值：

λmax==1.935/(3×0.637)+0.785/（3×0.258）+0.318/(3×0.105)=3.04 （2）

接着计算出CI==(3.04-3)÷(3-1)=0.02查表1可知RI=0.58，故

CR===0.03<0.1（3）

这表明判断矩阵A通过了一致性验证。

同理，对判断矩阵B1、B2、B3 可求层次单排序的权向量并进行一致性检验，计算结果见表3。

表3 一致性检验结果

通过各自计算CR，可知判断矩阵B1、B2、B3 均通过一致性检验。

3.4 层次总排序权值和一致性检验

利用同一层次中所有单排序的结果，就可以计算相对上一层而言本层次所有因素重要性的权值，即二级指标相对于总目标的权重向量。

通过计算，判断矩阵B1、B2、B3对总目标的权重向量见表4。

根据CR=CR=

可计算出：

CR=（0.637×0.02+0.2583×0.015+0.107×0.04）/（0.637×0.58+0.2583×0.9+0.107×0.9）=0.03 < 0.1

这表明层次总排序通过一致性检验。

以上各指标特征向量就是材料供应商业绩评价指标的权重系数，它为供应商业绩评价指标的量化及供应商选择和评价的活动开展提供了前提条件。

表4 权重向量

另外补充一点，本文实例是完全层次结构的判断矩阵的情况，如果是不完全层次结构的判断矩阵，只要满足有效性仍可用层次分析法计算权重，而且不影响其收敛速度，满足一致性检验要求，在这里不详细阐述了。

4 结论

供应商评价指标体系是一个具有多层次、多指标的复合体系，本文在为确定类似指标体系权重提供了一种很好的解决途径，能够解决供应商选择和评价中的复杂难以量化的问题，可操作性强，结论比较准确，置信度高，具有一定的指导和推广价值。

参考文献:

［1］ 许树柏．层次分析法原理：实用决策法［M］．天津：天津大学出版社，1998．

［2］ 马士华，林勇，陈志祥.供应链管理［M］．北京：机械工业出版社，2000.

基尼系数分析 第12篇

在对股票非预期收益的研究中,最早起始于Ball和Brown(1968)的研究,将股票非预期收益与公司非预期会计收益进行回归,用来检验会计收益的价值相关性。Chambers和Freeman(2005)提出了反映与非预期会计收益相关的风险度量模型。本文基于宿成建(2012a,b)提出的股票非预期收益定价模型框架来检验总风险、系统风险对会计收益反映系数及分析师盈余预测修正系数的风险效应。

二、实证检验

(一)会计收益反映系数的风险效应

在分析风险与ERC的关系中,模型的设置尤为重要。根据前面的理论和实证分析发现,宿成建(2012a,b)提出的三因素模型是一个可以精确解释股票非预期收益的正确模型,那么,是否可以参考Ch amber s等(2005)的框架,将总风险加入到因素模型中,来考察总风险对ERC的影响呢?也就是通过如下模型,来考察γ1+δ1总风险对ERC的影响,或者说高风险公司具有高的δ1值。即有如下回归方程:

由于γ1+δ1包含了ERC(γ1)和总风险(δ1)的总效应,用以上模型来刻画总风险对ERC的影响不能直接看出总风险对ER C的关系,并且,总风险还不能作为独立变量来解释股票非预期收益。表1所报告的结果显示,总风险变量为内生变量,因此将总风险变量作为控制变量加入多元回归方程来研究总风险与ERC的关系所得出的结论将不具备稳健性。此外,根据前文分析,由于TRUE和SRUE分别是非预期会计收益(UE)与总风险和系统风险的乘积,因而,UE与SRUE与TRUE就存在无法避免的多重共线性问题。本文采用宿成建(2012)提出的股票非预期收益定价模型框架来检验会计收益反应系数、分析师盈余预测修/正系数的风险效应。通过以上的分析,将检验如下假设:

假设1:ERC随着总风险增加而增加;假设2:高总风险公司对证券分析师预期的会计收益增长信息存在风险补偿效应;假设3:ER C随着系统风险增加而减少;假设4:高系统风险公司对证券分析师预期的会计收益增长信息存在风险补偿效应。

表2报告了使用标准Fama和French(1973)方法得出的时间序列横截面回归模型估计系数。Panel A和Panel B分别报告了市场风险溢价在3%和5%条件下的股票非预期收益的回归模型估计结果。被解释变量的样本区间是从2004年4月至2011年3月,作为解释变量的贝塔则起始于2002年1月。表6 Panel A所示,高总风险组合股票的ERC是2.217,T值8.154;低总风险组合的ERC是1.285,T值5.259。因此,高风险组合股票的ER C与低风险组合的ER C之差是0.932,说明股票高总风险越高具有更高的ER C,假设1得到验证。这个结果与Ch amber s等(2005)的预测一致。然而,无论是高风险组合股票还是低风险组合,反映证券分析师预期的会计收益增长信息的分析师盈余预测修正变量的估计系数却没有显著差异,说明股票价格对证券分析师预期的会计收益增长信息不存在总风险补偿效应。因而,假设2没有得到验证。

表2Panel B所示,高系统风险组合股票的ERC和REERC估计系数均分别显著大于低系统风险组合股票的ERC和REERC的估计系数,并且估计系数是经济意义和统计意义上是显著的,说明ERC随着系统风险增加而增加,并且,对于高系统风险公司,证券价格对证券分析师预期的会计收益增长信息存在系统风险补偿效应。假设3和假设4得到验证。假设3的结果与Cready,Hurtt,和Seida(2000)的预测一致,与Collins和Koth ari(1989,p167)报告的ERC与贝塔呈负相关则相反。本模型的预测与现有金融理论相吻合,即高风险需要高收益进行补偿,意味着相对高的ERC(或REERC)反映系数效应。

三、结论

本文检验了总风险、系统风险对会计收益反映系数及分析师盈余预测修正系数的风险效应并发现:第一具有高总风险的股票具有更高的ERC;第二股票价格对证券分析师预期的会计收益增长信息不存在总风险补偿效应;第三ERC随着系统风险增加而增加,并且,对于高系统风险公司,证券价格对证券分析师预期的会计收益增长信息存在系统风险补偿效应。

摘要：在宿成建(2012a,b)三因素模型框架下来进行实证检验并发现:(1)具有高总风险的股票具有更高的ERC;(2)股票价格对证券分析师预期的会计收益增长信息不存在总风险补偿效应;(3)ERC随着系统风险增加而增加,并且,对于高系统风险的公司,证券价格对证券分析师预期的会计收益增长信息存在系统风险补偿效应。

关键词：股票非预期收益,总风险,非预期会计收益,会计收益预测修正

参考文献

[1]宿成建.2012a:《非预期股票收益理论与实证研究—基于中国股票市场的检验》,2012CICF中国金融国际年会论文,《投资研究》,2014,33(7):126-143.

[2]宿成建.2012b:《股票非预期收益定价的三因素模型研究—基于中国股票市场的检验》,2012第十届金融系统工程与风险管理年会优秀论文,《系统工程理论与实践》,2014,34(3):600-612.