资源环境基尼系数论文

资源环境基尼系数论文（共8篇）

资源环境基尼系数论文 篇1

1 资料与方法

1.1 资料来源

反映卫生资源的5个指标来源于2011年哈尔滨市卫生统计年报和财务报表、2011年哈尔滨市卫生统计年鉴。人口数由哈尔滨市统计局提供。各区域5个卫生资源拥有情况见表1。

1.2 方法

采用洛伦茨曲线和基尼系数评价。基尼系数并不是越小越好, 其值在0~1之间。基尼系数为0, 表示绝对公平, 基尼系数为1, 表示绝对不公平, 但这两种情况只是在理论上的绝对化形式, 在实际生活中一般不会出现的。按照联合国有关组织规定基尼系数小于0.2表示居民收入绝对平均, 0.2~0.3表示比较平均, 0.3~0.4表示基本合理, 0.4~0.5表示差距较大, 0.5以上表示差距悬殊。收入分配越是趋向平等, 洛伦茨曲线的弧度越小, 基尼系数也越小, 反之, 收入分配越是趋向不平等, 洛伦茨曲线的弧度越大, 那么基尼系数也越大。我市卫生资源地区分布的公平性评价参照经济学标准。

1.3

基尼系数是Y=X直线与洛伦茨曲线所围成图形的面积占Y=X直线与X轴、X=1所围成的图形面积的比值, 采用直接计算法计算 (梯形法) 其公式为G=S0/S=2× (0.5-S1) S=底×高÷2=0.5, S是人口累计构成比X轴、X=1与Y=X直线所围成的三角形面积;S0是Y=X直线与洛伦茨曲线所围成的面积;S1=是洛伦茨曲线与X轴、X=1所围成的图形面积, Yi为第i组的资源累计构成比。Xi为第i组的人口累计构成比。

2 结果与分析

2.1 各区域按人口拥有的卫生人力资源情况见表2

2.2 卫生人力资源现状分析

将各区域按区域人口拥有医疗机构量从小到大排列, 以各区域累计人口百分比为X轴, 以医疗机构累计百分比为Y轴, 绘制各区域医疗机构按人口分布的洛伦茨曲线, 计算得出医疗机构按人口分布的公平性基尼系数, 见表3、用同样方法分别绘制出和计算床位数、卫生技术人员数、职业 (助理) 医师数、等其他资源的洛伦茨曲线和基尼系数表略。各卫生资源的基尼系数值分别是见表4

3 讨论

3.1 由表4可以看出, 卫生资源的基尼系数均小于0.4, 说明这些卫生资源地区分布勉强公平。同时说明近年来我市卫生行政部门要进一步加强统筹规划、合理配置卫生资源, 确保卫生服务供给与需求的基本平衡。

3.2 卫生人力资源区域发展不均衡。B区是我市最为繁华的商业区, 拥有较多的医疗机构、职业及助理医师。且拥有先进的医疗仪器设备和技术、高级卫生技术人员相对集中此地区。F区位置相对偏远。人员稀疏, 经济相对落后, 卫生资源贫乏。医院医疗设备相对简陋、病房破旧、医疗技术水平相对低下。这说明卫生服务与经济有关, 经济发达的区域往往相对集中大型医院其具有先进的医疗仪器设备和高新技术、优秀的高级卫生技术人员。

3.3 A区是地理位置最为优越的区域。拥有得天独厚的优势, 集中了几家大型医院。每万人拥有医疗机构数最多。医疗技术水平高, 医疗机构综合实力强。但是A区人口相对比并不多。所以卫生资源要优化配置, 避免卫生资源相对过剩, 造成存量卫生资源的利用效率递减。合理满足区域内居民的基本卫生服务需要与需求, 估算应该需要与需求的卫生资源, 如医疗机构、人员、床位、设备等卫生资源的数量。卫生资源的配置标准应该与国民经济, 社会发展水平相适应, 应该体现卫生系统公平、可及和效率的原则。

3.4建议

卫生资源配置合理与否, 既关系到国家的利益, 也与人民的身心健康息息相关, 因此, 应政府牵头, 多部门合作极其重要。且国家要加强政策指导, 严格监督管理管理方式及运行机制和改革方向。希望政府今后加大对卫生资源的总体投入。减少城乡差异, 地域差异, 阶层差异。建立科学的区域卫生规划, 加强卫生资源配置宏观管理, 加强卫生服务体系建设。根据实际情况制定出符合我市的卫生资源配置标准。

摘要：文章采用洛伦茨曲线和基尼系数, 对我市卫生资源地区分布进行评价。探讨我市卫生资源现状, 发展优势及存在的问题, 期望为合理开发我市卫生资源地域分布提供参考依据。

关键词：基尼系数法,卫生资源,公平性

参考文献

[1]王小合, 范亚峰.卫生资源配置方法学研究[J].中国卫生资源2003, (6) :39~41.

[2]胡善联.卫生经济学[M].上海:复旦大学出版社, 2003.

资源环境基尼系数论文 篇2

关键词：卫生资源配置,公平性,基尼系数

一、研究综述

万广华 (2004) 研究收入分配的度量时曾提出, 度量收入分配公平程度的相对指标应满足5项性质, 匿名性或无名性、齐次性、人口无关性、庇古—道尔顿 (Pigou-Dalton) 转移原则、强洛伦茨一致性。后来Anthony Shorrocks和万广华 (2005) 又提出了零标准化性质, 即度量结果最小值为0, 表示绝对均等。基尼系数可以作为分析卫生资源配置均等程度的指标, 具备以上性质。

李晓惠 (2006) 采用洛伦茨曲线和基尼系数评价深圳市区域社区卫生服务资源配置状况及其公平程度, 张彦琦等 (2008) 使用基尼系数和泰尔指数对重庆市的卫生资源配置公平性进行分析, 张云霞等 (2011) 采用洛伦茨曲线和基尼系数对山西省卫生资源配置的公平性进行了研究。

二、研究方法及数据说明

基尼系数对于中等收入水平的变化反应敏感, 其优点是给出了反映居民之间贫富差异程度的数量界线, 能够客观形象的反映和检测居民之间的贫富差距, 得到广泛认同和采用。一般情况下, 将0.4作为收入分配的警戒线, 超过这一数值则容易出现社会动荡。

根据基尼系数的定义, 将各市人均卫生资源按照升序排列, 则基尼系数的计算公式为:

其中:表示前k个市累积卫生资源总量占全国卫生资源总量的百分比, pk表示k市人口占全国总人口比重, xk表示k市卫生资源占全国卫生资源总量百分比。

本文选取医院和卫生院数、医院和卫生院床位数、医生数 (执业医师和执业助理医师) 三项指标, 细分到各地级市数据, 共有31个省级行政地区的282个地级市的有效统计数据。由于西藏自治区的数据统计不全, 故将其排除。各省级行政地区和地级市卫生资源数和人口数均来源于中国城市统计年鉴2003-2011。

三、研究结果及结论

按照上述基尼系数计算公式, 可以得知我国医院和卫生院数、医院和卫生院床位数、其余三项指标的基尼系数结果如表1:

数据来源:中国城市统计年鉴

由基尼系数的计算结果可知, 医院和卫生院数、床位数的基尼系数今9年基本在0.3以下小幅波动, 说明我国这两项卫生资源分配的差距不大, 维持在一个较合理的区间。而医生数的基尼系数却一直高于0.45, 处于警戒线之上, 地区差异较大, 且没有明显的下降趋势。

基尼系数对中间水平的变动较为敏感, 而对两极的变化反应不是很敏感, 在分析两极差异时, 最高水平的20%人口的平均数/最低水平的20%人口的人均数这一指标经常被用到, 医院和卫生院数的两极差异最大, 最高的20%的市人均医院和卫生院数大约5倍于最低20%的市的人均值, 床位数的两极差异最小, 并有逐年缩小的趋势, 到2010年已经降到2.86, 医生数的两极差异倍数在3.6左右波动。

医院的数目不是最重要的, 医院内部的硬件设施才是影响一个地区卫生资源的最重要因素。虽然人均医院数量的两极差异较大, 但是其内部设施床位数的差异逐渐缩小, 这说明我国正通过优化医院内部设施, 缩减地区之间卫生资源的差异。医生数基尼系数最高, 而其两极差异不高, 说明人均医生数在中等水平的市数量较少。

以全国的282个地级市和4个直辖市卫生资源数据计算的基尼系数显示, 我国医生分布差距最严重, 早已超过0.4的警戒线, 并没有下降的趋势。以北京、上海为首的东部沿海地区, 人均医生数远超全国平均水平, 贵州、安徽、江西、广西等中西部经济不是很发达、人口又相对较多的省份, 人均医生数远远落后于全国平均水平。医院、卫生院和床位的基尼系数一直处于正常状态, 这两项的地区差距不是很大。因此, 要促进我国的卫生资源均等化进程, 应加强医疗人员的均等化配置。

参考文献

[1]万广华.收入分配的度量与分解:一个对于研究方法的评介[J].世界经济文汇, 2004, (01)

[2]Anthony Shorrocks, 万广华 (2005) , 收入差距的地区分解[J].世界经济文汇, 2005 (3)

[3]李晓惠.社区卫生服务资源配置评价方法研究[J].中国卫生统计, 2006, (03) :215-217

[4]张彦琦, 唐贵立, 王文昌, 刘岭, 赵增炜, 郭波涛, 伍亚舟, 易东.基尼系数和泰尔指数在卫生资源配置公平性研究中的应用[J].中国卫生统计, 2008, (03) :243-246

资源环境基尼系数论文 篇3

随着社会保障制度改革和 农村 税费改革的深入 发展，财政供养人员概念的外延已发生很大变化。现在所称财政供养人员是指由各级财政部门依据政府编制机构核定的编制而给予全额或差额工资保障的人员，包括行政事业单位在职人员、离退休人员、纳入财政社会保障人员、优抚救济人员和农村税费改革后的村组干部等。本文所指财政供养人员仅为财政部门依据政府编制机构核定的编制而给予全额或差额工资保障的行政事业单位在职人员，它反映了一个地方履行一级政府事权而供养的工作人员。

本文以湖北省72个县（市）财政和部分市县财政的有关数据为依据，对地域人口、人员结构、可用财力、公共支出、地理环境、政策环境等因素与供养系数的关系进行分析，并对孝感市的财政供养系数进行实证分析，在此基础上提出了降低财政供养系数的建议。

一、影响财政供养系数的相关因素分析 1.地域人口与供养系数的关联分析。分析方法：（1）将全省72县（市）按地域人口由大到小排列，并按人口数量 自然 划分成10个档次。（2）将财政供养人员数量随地域人口顺序排列，并按地域人口档次 计算平均值。（3）各档次的财政供养人员总量除以对应档次的地域人口总量等于该档次财政供养系数。具体统计和计算过程略，结果列表如下：

表1 湖北省2002年72县（市）地域人口与财政供养人员关系分析表

单位：万人、人、个

地域人口 财政供养

档次 县市个数 系数（％）变化范围 人口均值 100-165 27811 9 2.38 2 90-100 26582 5 2.79 3 80-90 22788 6 2.63 4 70-80 19814 2 2.62 5 60-70 18947 10 2.99 6 50-60 16162 13 2.99 7 40-50 13900 11 3.05 8 30-40 10039 10 2.77 9 20-30 8668 4 3.81 10 10-20 5927 2 5.33 关系显示：（1）财政供养人员数量与地域人口数量成正比变化。人口大县，供养人员相应较多；人口小县，供养人员相应较少。（2）财政供养系数与地域人口数量成反比变化。人口大县，供养系数较小；人口小县，供养系数较高。（3）综合关系。人口大县供养人员较多，但供养系数较低；人口小县供养人员较少，但供养系数较高。

推论：人口大县供养系数较低，人口小县供养系数较高；降低供养系数的重点是人口小县。但现实中人口小县供养人员较少，而人口大县供养人员较多。本文认为，由于供养系数的分母——地域人口的不可比成分较大，考核供养系数应以分子——供养人口为主。因此，降低供养系数的重点应是供养人口大县，而不是供养人口小县，即不能以供养系数高低作为减少财政供养人员的实践标准。

2.人员结构与供养系数的关联分析。分析方法：（1）划分。将财政供养人员按工作性质分为行政单位供养人员、事业单位供养人员两大类。人员经费相应划分为行政人员经费和事业人员经费。（2）对比分析。选择某市作为样本。（3）比较。选择1993年与2003年的有关数据进行对比。

表2孝感市1994-2003年财政供养人员结构变化表

单位：人、万元

其中教师占事业 行政人数占比例％ 事业人数占比例％

人数比例％ 1994 23.8 76.2 48.8 1995 23.4 76.6 48.5 1996 24 76 47.1 1997 22.7 77.3 48 1998 23.8 76.2 54.5 1999 24.9 75.1 51.8 2000 25.8 74.2 53.8 2001 26 74 54.4 2002 26.1 73.9 56.1 2003 24.1 75.9 54.9平均值 24.46 75.54 51.79 关系显示：（1）行政与事业人员结构虽有所变化，但变化不大，基本保持了一定的比例。即行政机构人员占1/3，事业单位人员占2/3。（2）教师数量占事业单位人员总量的1/2强，比重显得过大。

人员经费的结构与人员的结构呈同向变化关系。（1）在人员经费结构中，行政人员经费占经费总额的比重30％，事业人员经费占经费总额的比重70％，其中教师经费占事业人员经费的比重接近60％。调查发现，当行政编制冻结后，事业单位供养人员急剧膨胀。一部分是历次机构改革中行政机关精简人员，一部分是新进单位的人员，大部分都流向事业单位或压往二级单位。较多事业单位或二级单位人浮于事，相互攀比，一些苦活、累活没有人做，在社会上临时聘用人员。（2）人均经费水平逐年提高。其中事业人均经费支出增长27.4％，教育 人均经费增长22.05％，均高于行政人均经费支出增长5.6个、0.25个百分点。

表3 孝感市2000-2003年行政事业单位人员经费结构变化表

行政人员经费 事业人员经费

占比 人均 占比 人均 其中教 人均 重％ 经费 重％ 经费 师％ 经费 2000 29.7 6945 70.3 5690 60.4 6396 2001 30.3 9151 69.7 7383 54.6 7408 2002 31.7 10572 68.3 8061 64.3 9241 2003 25.3 12554 74.7 11769 54.2 11626平均或

递增 29.25 21.8％ 70.75 27.4％ 58.37 22.05％ 推论：供养人员结构反映了一级事权中从事行政与事业工作的人员配置比例。从相对比例看，事业所占比重过大，尤其是教师人数及经费比重突出。据此推论：降低财政供养系数，减少供养人员的重点是事业单位，其中优化教师队伍应是重中之重。3.可用财力与供养系数的关联分析。分析方法：（1）可用财力为一般预算收入与转移支付之和。本文将72县（市）一般预算收入与转移支付相加后，按照可用财力大小自然划分为5个档次。（2）供养人员数量范围指划分档次内最低数量到最高数量范围。（3）人均财力水平是指各档次可用财力金额之和与财政供养人员数量之和的比值。具体统计和计算过程略，结果列表如下：

表4 湖北省2002年72县（市）可用财力与供养人员关系分析表

单位：元、万人、万元

可用财力 供养人口 人均财力 档次 县市个数

范围 数量范围 水平1 3-3.5 3 2.3-2.8 1.16 2 2.1-3 22 1.2-3 1.06 3 1.5-2 13 1.1-2 1.04 4 1-1.5 22 0.9-1.7 0.94 5 0.5-1 8 0.4-1 1.09 关系显示：（1）财政供养人员与可用财力成正比变化。可用财力较多的县市，财政供养人员较多；可用财力较少的县市，财政供养人员较少。（2）人均财力支出水平基本相等。不管是财力多的县市，还是财力少的县市，人均可用财力基本保持在一个相等的水准。（3）综合关系。人均可用财力没有拉开档次，可用财力主要聚集在养人上。财力强的县市多养人，财力弱的县市少养人。

推论：财力多的养人多，财力少的养人少，据此推论，财政就是“吃饭财政”，财政增收就是为了供养更多的人员，而这却背离了一级政府事权人员配置的原则，是财政工作的误区。因此，降低财政供养系数不能将可用财力与供养系数挂钩。4.公共支出与供养系数的关联分析。

分析方法：借助于财政收入、财政支出、地域人口、可用财力、工资水平等指标之间的公式推出公共支出与供养系数之间的关系。下面是演绎过程：（1）人员经费支出=财政供养人员×人均工资标准=供养系数×区域人口数量×人均工资标准（2）财政支出=经常性支出+专项支出=（人员经费支出+公务费支出）+专项支出（3）财政支出=可用财力=财政供养系数×区域总人口×人均工资标准+公务费支出+专项支出 财政供养系数=[财政支出-（公务费支出+专项支出）]/区域总人口×人均工资标准=（可用财力-公共支出）/地域人口数量×人均工资标准

关系显示：在一定时期内，某县（市）的可用财力、地域人口数量、人均工资标准基本上保持在一个不变的水平，可视为常量指标。因此，财政供养系数与公共支出存在十分密切的关系。由于公共支出是被减量，被减量与差值成反向变化关系，即公共支出越大，供养系数越小；公共支出越小，供养系数越大。当可用财力等于公共支出时，供养系数为零。当可用财力大于公共支出时，供养系数为正；当可用财力小于公共支出时，供养系数为负。

从事权与财力配置上讲，一级政府有一级事权，一级事权有相对应的可用财力。根据这一设立原则，一个地方的可用财力应包括两部分：首先，履行一级事权所需的非人力资源财力，主要指物质资料、生产工具等。其次，完成一级事权所需配备的人力资源所需财力，主要指生产与再生产的补偿财力，如工资、奖励、福利等。按照行政管理理论，国家赋予同一级政府的事权是基本一致的，公共支出也应该是一致的。但由于各级的工资标准、地域人口、可用财力不同，财政供养系数必然是不同的。在同一级别的公共事权相同的前提下，可用财力较多的地方，可用财力超出公共支出的增量就多，就可以提高供养系数。而可用财力较少的地方，可用财力超出公共支出增量就小，财政供养系数就低。而可用财力比公共支出低的地方，财政供养系数为负数，这个地方的财政必然是负债运行。推论：如果一个地方履行一级事权不完整，则说明可用财力不足以养人，供养系数应为负值。但在实际中，履行一级事权不完整的地方较多，但财政供养系数却为正值，有的还较高。理论与实践产生了矛盾。实际情况是由于供养人员失控。可用财力大量向人员经费集中转移，挤占了履行正常事权所需财力。因此，降低财政供养系数，需要划分地方可用财力，可用财力必须首先用于履行一级事权，并据此配备相应人员，超过公共事权所需人员必须精简。5.地理环境与供养系数的关联分析。分析方法：（1）将全省72个县（市）按地理特征分为五个类型：山区县、丘陵县、平原县、城郊县、湖（库）区县。（2）地域人口、供养人员范围按各类型从最小到最大列示。（3）供养系数为各类型县（市）的供养人员总数与地域人口总数的比值。具体统计和计算过程略，结果列表如下：

表5 湖北省2002年72县（市）地域人口与财政供养人员及系数关系分析表

单位：个、万人

地域人口 供养人口 供养系数 类型 个数

范围 范围（％）山区县 34 8-120 0.5-2.5 2.84 丘陵县 6 50-100 1.3-3 2.85平原县 17 35-100 0.6-2.6 2.81 城郊县 10 35-160 0.9-3.5 2.76 湖（库）区县 5 50-140 1.8-2.8 2.53 增长率％ 14.47％ 11.22％ 关系显示：（1）地域人口起点基本相同，变化幅度逐步增加。主要是地理环境和行政区划造成的。（2）供养人口起点依次增大。说明供养人员与地理环境呈同向变化关系。其中山区县供养人员相对较少，而平原、城郊、湖（库）区县供养人员相对较多。（3）供养人员在3万人上下变化。这是一个县（市）的最大值。（4）供养系数依次减少。虽然地域人口、供养人员同向增加，但地域人口依次增长高于供养人员依次增长，即供养系数分子增长低于分母增长，导致供养系数依次减少。计算结果证实了这一点。

推论：由于人口增长控制属于国家计划生育政策范围，我们只能控制供养人员增长。按照地理条件与供养人员关系，控制财政供养系数重要依据是按供养人员起点大小，即按地理划分的后三类（湖库区县、城郊县、平原县）应是重点控制地域。6.政策环境与供养系数的关联分析。分析方法：本文涉及政策环境包括行政体制、财政体制、人事体制、经济 周期等，由于这些方面都是一个庞大主题，限于篇幅，此外主要以定性分析这主。（1）行政体制与供养系数。目前，我国行政体制设计是五级管理体制，即中央、省（直辖市、自治区）、市（自治州）、县（市级县、县级区、自治县）、乡镇（民族乡）。各级不论区域人口多少，面积大小，级次高低，经济好坏，都设有“大而全”的行政事业管理机构，配备有一定数量的工作人员。据有关资料，解放初期，全国的官民比例为1∶600，到2002年各级各类官员占总人口的平均比例已达1∶28，干部总人数是解放初期的80多倍。这种庞大的层次多的行政管理体制，不仅办事效率日益低下，而且需要巨大的行政管理成本作支撑。仅以乡镇为例，1984年，全国撤社建乡结束时有乡镇92476个，按当时每个乡镇平均支出20万元计算，需要消费财力184.9亿元。经过改革，到2003年底止，全国乡镇减少至38464个，按2002年每个乡镇平均支出50万元计算，仍需要消耗财力192.3亿元。以湖北省的情况来分析，2002年，全省财政供养人员中，省地两级供养人员占全省比例为1/4弱，而县乡两级供养人员占全省供养人员比重为3/4强，其中乡镇级占全省比重达到24.45％。

表6 2002年湖北省财政供养人员按行政级次分布和人员结构表

单位：人

合计 财政拨款或补助开支人员 行政

级次 国家 集体 离休 退休 长休 人数 占比重％ 职工 职工 人员 人员 职工 省级 213350 10.43 159148 783 4557 48585 277 地市级 278317 13.61 211778 7981 5288 52652 618 县级 1053156 51.50 821920 39588 10471 180444 733 乡镇级 500013 24.45 393854 24458 2145 78945 611 总计 2044836 100 1586700 72810 22461 360626 2239 结构 100 77.59 3.56 1.09 17.63 0.11 比例％

关系显示：行政管理层次与财政供养人员成正比，与财政供养系数成正比。

推论：根据上述关系显示，要降低财政供养系数，需要减少行政管理层次。按照市场经济国家通行做法，行政体制设计只需设三级政府，我国可比照改革。（2）财政体制与供养系数。从1994年起，我国实行了分税制财政体制，实行了“统一领导，分级管理”的体制，按照这种“分灶吃饭”的财政体制，一级政府有一级事权，一级事权有相应的财力。但从分税制10年运行的情况看，各级事权不规范是突出的问题之一，在地方各级体制运转中，经常有事权错位、缺位和越位的情况出现，形成了中央调控各地事权的局面。特别是几次增加工资，在经济转型时期产生了一定的“吸引效应”，各地膨胀了一大批人员。后来，在“一要吃饭，二是建设”思想引导下，地方政府及财政把保工资发放作为第一要务，更是巩固了“吸引效应”，不少地方特别是经济落后省份没有把住关口，供养人员无序膨胀，相互攀比，增加了一定数量的财政供养人员，提高了供养系数。关系显示：财政体制不规范，为地方供养人员增长创造了机会。

资源环境基尼系数论文 篇4

1理论基础

洛伦兹曲线是由20世纪初美国统计学家M.O.Lorentz提出的反应一个国家或 地区收入 分配非均 衡程度的 曲线 (见图1)。图1中横轴代表人口累计百分比,纵轴代表收入累计百分比;OI表示收入绝对平均,称为绝对平均线,此线上任 一点都表明,某一百分比的人口,在收入分配中获得相同百分比的收入;OXI称为绝对不平均线,表示所有成员中,除1人外其余收入都为零;OFGI表示收入不平均线,即实际的收入分配曲线,与OI线差距越大,说明越不平均[5]。

意大利经济学家基尼将洛伦兹曲线进一步量化提出基尼系数,又称为洛伦兹系数,一般用G表示:

式中:A表示洛伦茨曲线与绝对平均线之间的面积;B表示洛伦茨曲线与绝对不平均线之 间的距离;A+B=1/2;G的取值为[0,1],G值越大表示收入分配越不平均,反之亦然,一般按照国际标准和惯例,基尼系数 小于0.2为“绝对平 均”,0.2~0.3为“相对平均”,0.3~0.4为“比较合理”,0.4~0.5为“差距过大”,在0.5以上为“高度不平均”,因此0.5为警戒线[6]。

综上所述,洛伦兹曲线和基尼系数是用于衡量收入分配非均衡程度的一种客观指标,但其实质上是研究资源分配非均衡性的。在自然界,水资源在地 域空间上 的分布也 具有非均 衡性,其内涵的数学规律十分类似于收入分配的均衡性问题[7]。因此,用洛伦兹曲线和基尼系数描述水资源在地域空间上分配的非均衡程度,具有很好的一致性。本文借鉴洛伦兹曲线和基尼系数原理构建水资源空间匹配模型,为水资源 分布的非 均衡程度寻求一个新的量化指标。

2水资源空间匹配模型的构建与计算

2.1构建原理

根据2012年重庆市水资源公报[8],生产用水 占全市总 用水量的82.87%,而第1产业和第2产业用水分别占生产用水的36.64%、58.84%。可见,重庆市用水结构主要由生活用水、第1产业用水、第2产业用水3大部分组成。从水资源需求的空间特征来看,生活用水与人口数量、第1产业用水与耕地的分布、第2产业用水与第2产业产值密切相关。基于区域水资源的需求结构及其对应的空间特征,可以以水资源和耕地、人口数量以及第2产业国内生产总值(包括工业和建筑业)空间匹配程度来分析区域水资源空间匹配状况[9]。

依据基尼系数的内涵,可以作如下假设:一定比例的耕地面积(人口数量、第2产业产值)需要相同比例的水资源量与之匹配,水资源的空间分布则为均衡。由此,分别构建水资源与耕地面积、人口数量及第2产业产值的空间洛伦兹曲线,并计算其基尼系数。

2.2构建步骤

(1)将研究区域划分为若干子区域(本文按重庆市行政区域划分38个子区域),选取水资源总量作为基本匹配原象,选取耕地面积(或人口数量、第2产业产值)作为匹配对象。

(2)以单位体积水资源所需服务的耕地面积(人口数量、第2产业产值)作为要素匹配水平分级指标,对研究区域各要素的数据从低到高进行排序。

(3)分别计算各行政区各要素占重庆市对应要素的比例,并依照排序,按水资源量占重庆市的比例将所有子区域分为10组,再依次计算水资源、耕地面积(或人口数量、第2产业产值)占各区域比例的累计总 和 (例如,第1组:水资源累 计比例为10%,耕地资源累计比 例为3%;第2组:水资源累 计比例为20%,耕地资源累计比例为7%,以此类推)。

(4)定义x轴为匹配 原象(水资源总 量)的累计百 分比,y轴为匹配对象(耕地面积、人口数量、第2产业产值)的累计百分比,分别绘制相应的洛伦兹曲线。

(5)选取基尼系数计算公式,计算各项基尼系数。目前基尼系数的计算方法有很多种,为方便计算,本文采用三角形面积法[10]:

式中:G为重庆市水资源空间匹配度;xi为各组水资源的累计比例;yi为各组耕地面积(人口数量、第2产业产值)的累计比例;由于计算时,本文采用分10组的方法,所以n取值范围[1,9];当i=1时,(xi-1,yi-1)视为(0,0)。

3实证分析

3.1研究区概况

重庆市位于中国 内陆西南 部,长江上游 地区,地跨东经105°11‘-110°11′、北纬28°10′-32°13′,幅员面积8.24万km2,辖38个区县(自治县)。属亚热带季风性湿润气候,年平均气温为16~18℃,常年降雨量1000~1450mm。境内河流纵横,长江自西南向东 北横贯市 境,北有嘉陵 江,南有乌江 汇入,形成向心的、不对称的 网状水系。境 内流域面 积大于100km2的河流有274条,其中流域面积大于1000km2的河流有42条。2012年全市水资源总量为476.89亿m3,总用水量为82.936亿m3,人均水资源占有量为1426.34 m3,低于全国 平均水平[8]。2012年总人口为3343.44万人,第2产业总产 值为5975.18亿元[11]。

3.2基尼系数的计算

按照2.2节中模型 构建的具 体步骤,根据重庆 市水资源量[8]、耕地面积(耕地面积数据来源于2012年重庆市国土资源和房屋管理局内部统计资料)、人口数量[11]和第2产业产值数据[11]及表1资料,分别构建水资源与耕地、人口及第2产业的空间洛伦兹曲线(见图2~ 图4),并根据2.2节的公式计算各项基尼系数(见表2)。

3.3结果分析

根据图2,重庆市水 资源与耕 地面积的 基尼系数 为0.3926,处于比较合理的水平,但已紧邻0.4“差距过大”的划分线,说明把重庆市作为一个整体,其水土资源的空间匹配状况比较合理,经过合理安排、统筹规划,水土资源的空间匹配能够达到合理水平,但区域内部也有部分区县的水土匹配状况极不平衡,如渝东北地区的巫溪县水资源总量占全市7.8%,而耕地面积仅占全市2.0%,渝东南地区的酉阳县水资源总量占全市11.0%,而耕地面积仅占全市4.7%,呈现出水资源较 耕地面积富余的趋势;渝西地区(1h经济圈)的合川区水资源总量仅占全市2.2%,而耕地面积占全市4.9%,涪陵区水资源总量仅占全市2.7%,而耕地面积占全市5.2%。这与重庆市 西部地区水资源贫乏但耕地面积比重大,东南、东北地区水资源丰富但耕地面积比重小的事实相一致。

根据图3,重庆市水 资源与人 口数量的 基尼系数 为0.5334,处于高度不平均的水平,且超过了0.5的警戒线,这说明重庆市水资源与人 口的空间 匹配状况 不合理,需要引起 重视。从水资源与人口的洛伦 兹曲线可 以看出,弯曲的程 度较大,重庆市有多个区县都出现了人多、水少的局面。如渝西地区的南岸区水资源总量仅占全市0.2%,而人口数量却占全市5.0%;九龙坡区水资源总量仅占全市0.3%,而人口数量占全市5.2%。除此之外,也有人少、水多的局面。如渝东北地区的巫溪县水资源总量占全市7.8%,而人口数量仅占全市1.9%;渝东南地区的秀山县水资源总量占全市5.0%,而人口数量仅占全市0.7%。这与重庆市西部地区水资源最贫乏但人口最集中,东南、东北地区水资源丰富但人口比重低的事实相一致。

根据图4,重庆市水 资源与第2产业产值 的基尼系 数为0.7094,处于高度不平均的水平,且远远超过了0.5的警戒线,这说明重庆市水资源与第2产业的空间匹配状况极不合理,需要引起高度重视。从水资源与第2产业的洛伦兹曲线可以看出,弯曲的程度大,靠近绝对不平均线。多个区县都出现了水资源难以满足第2产业发展的局面,如渝西地区的沙坪坝区水资源总量仅占全市0.3%,而第2产业产值占全市7.0%;九龙坡区水资源总量 仅占全市0.3%,而第2产业产值 占全市6.8%;渝北区有多个工业园区,第2产值占全市9.8%,但水资源总量仅占全市1.8%。除此之外,也有水资源富余而第2产业未得到发展的局面,如渝东北地区的巫溪县水资源总量占全市7.8%,而第2产业产值仅占全市0.35%;渝东南地区的秀山县水资源总量占全市5.0%,而第2产业产值仅仅占全市0.91%;彭水县水资源总 量占全市6.4%,而第2产业产值 仅占全市0.62%。这与重庆市工业集 中在水资 源贫乏的 西部地区,而东南、东北地区水资源丰富但工业相对不发达的事实相一致。

3.4提升水资源空间匹配度的对策

(1)1h经济圈。重庆市1h经济圈是指以都市区为核心,1h通勤(车程)距离为半径、非农化水平较高且与都市区存在密切社会经济联系的区县[12]。包括都市区9个区、涪陵区、江津区、合川区、永川区、长寿区等21个区县。该区域水资源 总量占全市27.01%,耕地面积 占全市48.49%,人口占全 市的58.82%,第2产业产值 占全市78.76%。该区域农 业比重最大、人口最密集、工业最发达,但水资源却相对较贫乏,资源性缺水突出。基本对策是:一是退耕还林(草),降低耕地比重,大力发展节水灌溉,提高水的利用率,节约农业用水;二是统筹配置、合理利用水资源,把发展规模控制在水资源的合理容量之内,充分利用长江、嘉陵江等过境水资源,加快推进区域性的调水工程和当地重点水源工程建设,重点加强饮用水源保护,实现城乡资源共享,重视污废水等劣质水的再利用,以缓解水资源紧张状况;三是调整产业布局,压缩高耗水的产业,发展低耗水产业,如工业应压缩 化工、造纸、火电 规模,扩大食品、纺织等行业的发展。对技术水平低,生产工艺落后,万元工业产值耗水高,污染严重的小型企业坚决予以关、停、并、转[13]。

(2)渝东北(包括垫江县、开县、万州区等11个区县)。该区域水资源总量占全市39.35%,耕地面积占全市33.33%,人口占全市28.50%,第2产业产值 占全市16.11%。渝东北是重庆市水资源最丰富的区域,水资源与耕地面积、人口的匹配状况较合理,但第2产业产值相对较低。基本对策是:一是注意节水与水循环利用技术的应用与推广,促进水资源的集约与高效利用;二是积极配合全市优化产业结构,由于水资源较丰富,重庆市高耗水的产业应尽可能布置在该区,可适度发展化工、造纸、火电等产业,保持现状水稻种植规模,扩大蔬菜种植规模[13];三是充分利用当地水资源,加强水工程建设。

(3)渝东南(包括武隆县、酉阳县、黔江县等6个区县)。该区域水资源总量占全市33.64%,耕地面积占全市18.18%,人口占全市12.67%,第2产业产值占全市5.13%。该区域水资源较丰富,但经济发展程度较低,且受特殊地质构造和地貌条件的影响,水资源利用难度较高,且水资源与耕地面积、人口、第2产业的匹配状况都不合理。基本对策是:一是加强水利设施建设,完善水利管理机制,有效地开发和利用水资源,提高水资源利用率;二是渝东南地区喀斯特地貌发育,水土流失严重,应合理规划水土流失治理,重视生态环境保护;三是充分利用当地资源,鼓励发展第2产业,分担重庆市1h经济圈第2产业的压力。

4讨论与结语

(1)本文以洛伦兹曲线和基尼系数为理论基础构建水资源空间匹配模型,运用该模型对重庆市水资源空间匹配状况进行定量评价,得出的结 果为:水资源与 耕地面积 的基尼系 数为0.3926,处于比较合理的水平,但匹配度还有待提高;水资源与人口数量的基尼系数为0.5334,水资源与第2产业产值的基尼系数为0.7094,均处于高度不平均的水平,且远远超过了0.5的警戒线,可认为匹配度极差。因此在未来对水资源的优化配置的过程中,应注意其空间匹配的合理性。这与重庆市水资源空间分布的实际状况具有很好的一致性:重庆市1h经济圈是重庆市经济最发达的地区,耕地面积比重最大、人口最集中、工业最发达,但水资源 最贫乏;而水资源 相对富余 的渝东北、渝东南地区耕地面积比重小、人口密度较低、工业未得到发展。说明该模型测算的结果具有有效性,可以从不同角度定量测算区域水资源与社会经济发展要素在空间分布上的差异程度,反映水资源空间分 布的合理 性及公平 性,为地区公 平、合理、高效利用水资源提供依据。

(2)实证分析重庆市水资源空间匹配程度得到的结果为水资源与耕地面积的基尼系数为0.3926,与全国该项基尼系数(0.57)[2]、甘肃省该项基尼系数(0.6536)[14]相比处于优势地位;水资源与人口面积的基尼系数为0.5334,与黑龙江省该项基尼系数(0.4606)[9]相比处于相对劣势地位;水资源与第2产业产值的基尼系数 为0.7094,与黑龙江 省该项的 基尼系数(0.7184)[9]相比处于相对优势地位。说明利用该模型测算的结果具有可靠性,且能够反映不同区域间水资源空间配置的差异程度。

资源环境基尼系数论文 篇5

关键词：压缩气体,质量守恒,截面,扩张系数,烟羽流

由于气体泄漏引发的灾难很多。可燃气体从小孔泄漏后, 容易发生火灾爆炸事故;有毒气体泄漏后, 容易对周边群众形成毒害, 并对环境造成破坏。因此, 气体泄漏后在空间中的分布成了消防、环保等领域中重要的研究方向。很多关于气体泄漏扩散事故的研究都采用计算机模拟。如胡园园等用FLUENT软件模拟了室内丙烷连续泄漏扩散的浓度变化;吴玉剑等建立了氯气在不同建筑物规格、泄漏孔大小等条件下的泄漏扩散模型;等等。一般在模拟泄漏时, 在软件中假设一个横截面积等于泄漏孔大小的气体喷射流, 根据气体性质和压力等初始条件计算气体泄漏速度进而进行模拟。由于气体从小孔中泄漏之后, 所受外加压力消失, 气体向四周扩散, 导致横截面积突然增大。气体射流横截面积大小估计的准确性会影响到模拟结果, 以扩散后的面积代替小孔面积会得到更为准确的模拟结果。

以质量守恒定律为基础, 对压缩气体发生泄漏后横截面积扩张算法进行研究, 并在公式推导的基础上, 对多种气体在不同压力和温度下的射流截面扩张进行分析。

1 扩张系数公式推导

假设气体从小孔中泄漏之后, 受到的压力变成大气压, 根据质量守恒定律, 其质量流速应等于气体在小孔中的质量流速, 如式 (1) 所示。

式中:Q0为气体在小孔中的质量流速, kg/s;ρa为气体在大气环境中的密度, kg/m3;ua为气体在刚进入大气环境中的线速率, m/s;Aa为气体在刚进入大气环境中发生扩张后的横截面积, m2。

气体在大气中的泄漏可以分为音速流动的气体泄漏和亚音速流动的气体泄漏。由于涉及的气体在容器或管道中发生小孔泄漏时未经过拉伐尔喷管加速, 不考虑气体突破音障的超音速传播。气体从小孔泄漏时, 流动速度属于音速传播的判断标准如式 (2) 所示, 属于亚音速传播的判断公式如式 (3) 所示。

式中:P0为气体在压力容器中的压力, Pa;Pa为大气压力, Pa;γ为气体绝热指数。

当气体发生音速流动的泄漏时, 泄漏质量速率如式 (4) 所示。

式中:Q0为气体泄漏质量流率, kg/s;Cd为气体泄漏系数, 与裂口形状有关, 裂口形状为圆形时取1.00, 三角形时取0.95, 长方形时取0.90;A0为小孔面积, m2;M为泄漏气体或蒸气的相对分子量, kg/mol;R为理想气体常数, 8.314J/ (mol·K) ;T为气体温度, K。

当气体亚音速流动时, 其泄漏质量速率见式 (5) 。

由于, 气体从小孔中出来后, 气体扩张系数计算在气体属于因音速传播和亚音速传播时, 分别如式 (6) 、式 (7) 所示。

式 (6) 和式 (7) 中, 在气体种类既定的情况下, γ是一个与温度有关的函数。

2 基础参数

气体的绝热指数的计算式为气体的摩尔定压热容与摩尔定容热容的商, 如式 (8) 所示。对于理想气体, 摩尔定压热容和摩尔定容热容的关系如式 (9) 所示。

式中:Cp, m为气体的摩尔定压热容;Cv, m为气体的摩尔定容热容。

气体的摩尔定压热容除了与气体性质相关外, 还与气体温度相关。在一定的温度范围内, 气体的摩尔定压热容可以用温度的多项式关系式来模拟计算, 如式 (10) 所示。

式中:a、b、c为模拟公式的参数, 不同气体其值不同, 如表1所示。

根据式 (8) ~式 (10) 及表1中的参数, 部分气体的摩尔定压热容、摩尔定容热容和绝热指数如表2所示。

3 面积扩张算例及分析

3.1 算例

以甲烷为例。150mm的甲烷输送管道, 在表压0.1MPa、298K下输送, 假设出现25mm的孔, 当甲烷气体喷射出小孔后, 外加超压消失, 射流横截面积发生扩张。

泄漏孔径为圆形, Cd取1, γ=1.311。由于Pa/Po=0.5, (2/ (γ+1) ) γ/ (γ-1) =0.54, 满足公式 (2) 。根据公式 (2) 可知, 气体流动认为是音速流动, 假设气体冲出喷口后压力变为大气压, 流动速率为声速, 则在298K (25℃) 下, 根据式 (8) 可知Aa/Ao=1.55。

3.2 压缩气体小孔泄漏横截面扩张系数分析

按照上述算例算法, 当气体属于音速传播时, 部分气体在298K下、在不同压力存储的条件下发生泄漏时, 横截面扩张系数如表3所示。

由于在温度相同时同种气体的绝热指数相同, 气体的横截面扩张系数随着压力的增大而增大;不同气体的横截面扩张系数随相对分子质量的增大而减少。如对甲烷, 在298K下, 当外加压力由0.2 MPa升至0.4 MPa时, 其横截面扩张系数由1.55升至3.10;而同在298K和0.2 MPa条件下, 从相对分子质量较小的甲烷到相对分子质量较大的丙烷, 该系数由1.55降至0.94。

当温度发生改变时, 绝热指数也发生改变, 这会影响到扩张系数的数值。表4列出部分气体在0.2MPa下绝热系数随温度的变化值。

进一步研究可以发现, 在恒压状态下, 音速传播的气体的横截面扩张系数随着温度的增大而增大, 随着相对分子质量的增大而降低。这并没有改变当γ为常量时式 (8) 的规律。可见, 在常温存储和运输气体的温度范围内, 气体绝热指数的变化对射流横截面积扩张规律并没有重大影响。

4 结果与讨论

(1) 为更准确地模拟可燃、有毒气体发生泄漏后在大气中的分布规律, 以质量守恒定律为基础, 从公式推导、算例演示及分析等方面研究了压缩气体在发生小孔泄漏时离开小孔后在空气中横截面扩张算法及规律。

(2) 以音速传播的气体为例, 恒温情况下, 同种气体发生泄漏时横截面扩张系数随压力的增大而增大;不同气体的横截面扩张系数随相对分子质量的增大而减小。

(3) 在恒压状态下, 同种气体音速传播时横截面扩张系数随着温度的增大而增大, 不同气体的横截面扩张系数随着相对分子质量的增大而降低。在常温存储和运输气体的温度范围内, 温度导致的气体绝热指数的变化对射流横截面积扩张规律并没有重大影响。

(4) 对亚音速传播的气体横截面积扩张系数计算公式也进行了推导, 可以依据相关公式并参照音速传播气体的算例进行计算。

参考文献

[1]胡园园, 王志荣, 蒋军成.室内丙烷连续泄漏扩散浓度变化的数值模拟[J].中国安全科学学报, 2010, 20 (10) :67-71.

[2]吴玉剑, 潘旭海, 孙智灏.建筑物对氯气泄漏扩散影响的数值模拟[J].消防科学与技术, 2010, 29 (11) :939-942.

[3]刘俊吉, 周亚平, 李松林, 等.物理化学[M].北京:高等教育出版社, 2010.

[4]王显政, 杨富, 王新, 等.安全评价[M].北京:煤炭工业出版社, 2005.

[5]邱奎, 曾刚, 王晓衰, 等.酸气泄漏的毒害区域估计及安全对策[J].消防科学与技术, 2007, 26 (5) :568-570.

[6]关世钧, 王学峰.连续点源泄漏事故的数学模型研究[J].消防科学与技术, 2004, 23 (4) :313-316.

资源环境基尼系数论文 篇6

2015年是某公司“十二五”战略目标决战年、收官年, 受世界经济增速维持放缓, 我国经济转型升级, 国内外市场需求持续下滑, 全行业产能过剩愈演愈烈, 价格竞争持续升级, 某公司经营难度不断加大。

在此背景下, 作为与某公司经营业务紧密结合的人力资源需求预测难度随之增大。弹性系数预测法, 一方面通过计算各年份弹性系数后, 计算出弹性系数的置信区间, 一方面各经营单位人力资源规划决策者根据内外部经营环境, 在上述置信区间内选取相应数值, 进而预测未来几年人力资源总需求。

二、案例描述

(一) 弹性系数预测法介绍

弹性的概念已经广泛地应用于经济领域, 弹性是指一个变量变动的百分比相应于另一变量变动的百分比来反应变量之间的变动的敏感程度。

本案例所谓的弹性系数间接预测法在对人均利润率发展变化预测的基础上, 通过弹性系数对员工总数的发展变化作出预测的一种间接预测方法。由于弹性总是针对两个相关变量而言的, 根据此次预测内容, 选取员工总数变化率和人均利润变化率作为变量, 其中员工总数变化率为因变量, 人均利润变化率为自变量。

因此, 本案例中弹性系数指的是员工总数增长的百分比人均利润率变动百分比的比率。弹性的大小可用弹性系数来衡量, 弹性系数=y变动的百分比/x变动的百分比。

其中, E是指弹性系数;Y是指某年员工总数;X是指某年人均利润增长率;△Y是指员工总数一年的变化量;△X是指人均利润增长率变化量。

弹性系数的意义是, 若其他影响因素不变, 当人均利润增长率变动1%时, 员工总数变动的百分比, 或理解为按某一速度 (如1%) 变化时, 员工总数将随着人均利润增长率变化的速度而发生变化。

之所以选择人均利润率作为弹性的分母, 是因为制造业行业在一定时期内利润总额与企业员工平均人数之间的比率保持较为稳定的状态, 便于在“十二五”短短5年内发掘和探寻共变的规律, 以对其后数年的员工总数做出正确的预测。

(二) 弹性系数预测法应用实例 (以某公司下属子公司为例)

1.确定往年的弹性系数。根据“十一五”期间员工总数和人均利润增长的历史数据, 算出各年份的弹性系数。表1为某公司“十一五”期间的相关数据。

根据本报告中弹性系数的公式:弹性系数=员工增长率/人均利润增长率, 算出2006-2009年的弹性系数分别为-0.11、-0.27、0.43、0.04。

2.确定弹性系数的置信区间。为减少极值或其他不正常值的影响, 根据第一步算出的弹性系数获得置信区间。置信区间是指样本统计量所构造的总体参数的估计区间。置信水平是指置信区间展现的是这个参数的真实值有一定概率落在测量结果的周围的程度。置信区间和置信水平是往往联系在一起的。

第一步中算出某公司“十一五”期间 (2006-2009) 的员工总需求的弹性系数-0.11、-0.27、0.43、0.04;以上4个数据均值为 (-0.11-0.27+0.43+0.04) /4=0.02, 然后根据下面计算公式算出标准差 (标准差是各数据偏离平均数的距离的平均数, 它是离均差平方和平均后的方根, 反映一个数据集的离散程度。平均数相同的, 标准差未必相同) ,

得出标准差为0.30。

根据实际情况确定置信水平为60%, 根据统计学规定, 60%的置信水平下的置信区间, 为均值左右一个标准差, 因此置信区间为 (0.02-0.30, 0.02+0.30) , 即 (-0.28, 0.32) 该置信区间的意义是, 我们需要的弹性系数的真实值落在该区间的可能性有60%的把握。这里, 弹性系数越大, 说明人均利润增长率每增加1个单位, 所需的员工数增长率就越大。

3.确定所要预测年份的弹性系数。在综合考虑某公司的技改、市场及外部环境等因素, 在之前确定的置信区间中选取一个弹性系数。第二步已经确定了弹性系数的置信区间, 这样就可以根据某公司的未来两年的实际情况, 预估其弹性系数, 如果在可预见的2010年里, 市场环境竞争日益激烈, 利润增长会出现下滑, 员工增长应放慢为宜, 因此我们根据置信区间预估2010年的弹性系数为-0.01。由于2011年是某公司“十二五”战略实施的开局之年, 故需要储备相关人才, 员工增长率应该较大, 因此我们预估2011年的弹性系数为0.32 。

4.确定所要预测年份的人均增长率。在预测人均利润增长情况时, 要求如下:原则上要求规划期各年度人均利润增长不低于年度利润增长速度的50%。第三步中根据某公司的实际情况, 预估2010、2011年的弹性系数为-0.01, 0.32。根据2010年的实际数据, 2010年人均利润增长率为-59.29%。2011年预估增长25% (参考某公司数据) 。

根据以上公式, 算出:

5.得出所要预测的员工总数。根据弹性系数的公式, 在确定弹性系数和人均利润的情况下, 反推得出员工总数。第四步中, 算出2010、2011年员工人数增长率为1%、8%, 已知2009年的员工人数为710, 因此, 2010年员工人数=710× (1+1%) =714, 2011年员工人数=714× (1+8%) =771 (截至7月31日, 人力资源信息系统里某公司的在职员工为757人) 。

三、结语

资源环境基尼系数论文 篇7

关键词：鸢乌贼,渔场,环境因子,栖息地指数模型,南海中沙西沙海域

鸢乌贼(Sthenoteuthis oualaniensis)属柔鱼科,鸢乌贼属,属于大洋性头足类,广泛分布于热带亚热带海域[1],其中南海的资源量尤为丰富,据评估南海鸢乌贼现存生物量高达(110~150)×104t,年可捕量为(140~200)×104t[2,3,4]。而目前中国鸢乌贼的开发利用非常有限,资源开发潜力巨大。

鸢乌贼渔场的形成与海洋环境因子密切相关,而栖息地指数模型能够很好地综合各种环境因子,全面地分析渔场的形成机制。近年来国内外对鸢乌贼的研究逐渐增多,但多集中于生物学[5,6,7]、种群分布[8,9,10]和种群结构[11,12,13]等方面,对鸢乌贼与海洋环境因子关系的研究也多见于1~2个因子[14],未能综合考虑多因子共同作用及各因子作用的大小。为此该研究通过2014年南锋专项渔业声学调查结果,结合遥感数据,并通过对不同环境因子赋予不同权重系数,构建南海中沙西沙海域鸢乌贼栖息地指数模型,分析影响渔场分布的因子与渔场形成的机制,为开展南海鸢乌贼渔业渔情预报提供科学依据与理论基础。

1 材料与方法

1.1 数据来源

渔场数据来自南锋专项2014年春、夏、秋、冬4个季节调查的声学走航数据,鸢乌贼虽有昼夜垂直移动的现象,但其主要生活在300 m以浅的水层,故而以300 m以浅水层的鸢乌贼生物量数据作为表征渔场好坏的指标[15]。声学探测设备为Simrad EK60,探测300 m以上水层,每5 nmile积分1次,换能器频率为38 k Hz,发射功率为2 k W,脉冲宽度1 ms。走航范围见图1。

环境数据来自美国国家海洋和大气管理局(National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA)的海洋环境遥感产品(http:∥coastwatch.pfeg.noaa.gov/erddap/info/index.html),海洋环境因子包括海表温度(sea surface temperature,SST)、叶绿素a浓度(Chlorophyll-a concentration,CHL)、海表盐度(sea surface salinity,SSS)、海面高度(sea surface height,SSH)数据,均选取声学走航当天的数据。

1.2 数据处理方法

基于栖息地指数模型原理,将生物量分别与SST、CHL、SSS、SSH建立适应性指数(SI)模型[16]。假设每季度调查生物量Y最多的海域其栖息地指数为1,生物量为0时栖息地指数为0,各因子的栖息地指数模型计算公式为:

南海九段线参见彩色宣传页的调查区域图For information about the nine-dash line of the South China Sea,see the survey area map on the colored leaflet.

式中SI为该季度的适应性指数;Ymax为该季度调查的生物量最大值。

1.3 渔场因子权重系数

采用一元非线性回归[17,18]建立各环境因子与栖息地适应性指数的关系,将各单因子适应性模型赋予不同权重系数a[19],其余因子权重系数为(1-a)/3,进而建立栖息地指数模型。

式中a分别取0.25、0.5、0.6、0.7、1.0。取值大于0.7时,其余各因子系数均小于0.1,对模型的贡献度极小,故可忽略。

将模型计算的栖息地指数值与实际值进行比较,两者之差小于等于0.4,则认为模型准确。以模型准确度来判断各因子权重系数的取值。

2 结果

2.1 单因子SI模型

对不同环境因子分季节分别建立SI适应性指数模型,结果如表1,各模型P值均小于0.01,各模型均准确。

对表1中各个SI方程进行求导,即可得到不同季节各因子的最适值(表2),结合图2可知各因子最适值呈明显的季节变动。SST值夏秋季高,冬春季低;CHL值夏秋季较低,冬春季相对较高;SSS值春夏季较高,秋冬季低;SSH值夏季最高,冬季最低。

2.2 不同因子权重系数

分不同季节,对不同因子模型赋予不同的权重系数a,通过计算HSI值与实际值之差来判断模型准确率,继而选择不同的权重系数。

春季当SST-SI的权重系数a为0.7时,其余CHL-SI、SSS-SI、SSH-SI的系数均为0.1,模型准确度最高(表3),故而春季鸢乌贼渔场对SST较为敏感。

夏季当CHL-SI的权重系数为1时,其余各因子权重系数均为0,模型准确度最高(表4),故而夏季影响鸢乌贼渔场的主要因子为CHL。

秋季当CHL-SI的权重系数为0.7,其余因子权重系数为0.1时,模型准确度最高(表5),故而秋季鸢乌贼渔场对CHL较为敏感。

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%

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冬季当SST-SI的权重系数为1,其余因子权重系数为0时,模型准确度最高(表6),故而冬季影响鸢乌贼渔场分布的主要因子为SST。

2.3 渔场模型结果

结合上述结果,计算各季节HSI模型的拟合值,叠加声学走航所测生物量的实际值,利用Marine Explorer 4.0对不同季节进行分析,发现各季节生物量较高的点均出现在模型拟合值较高点,并且渔场分布的季节变化明显,各季节模型精度分别

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为0.83、0.86、0.88、0.90,各因子的权重系数选择准确。

3 讨论

3.1 栖息地适应性指数模型

南海面积广阔,地形、洋流等海洋物理化学环境复杂,鸢乌贼渔场形成原因与海洋的物理化学要素直接相关。南海中沙西沙海域的鸢乌贼渔场形成,受海洋环境、饵料生物和人类活动的影响,与其他海域有相同之处,又有其独特的特点[10,20]。该研究将声学走航与遥感数据相结合,探索影响鸢乌贼渔场分布的环境因子,采用300 m以浅的鸢乌贼生物量数据作为表征渔场的指标,正好符合鸢乌贼的栖息深度[6,21]。采用不同的权重系数对不同因子分季节进行分析,对每个季节的环境因子赋予权重,从而可以直观地看出不同季节影响渔场分布的主要环境因子,亦可通过对HSI模型的计算与修正,发现潜在的渔场位置,进一步指导生产。

3.2 鸢乌贼渔场与环境因子

通过对各因子SI模型的求导,计算出不同季节各因子的最适值,其结果与陈新军和叶旭昌[22]、TIAN等[14]的研究结果类似。冬春季渔场与SST关系密切,夏秋季与CHL关系密切,这可能与鸢乌贼的生活史有关[8,23];鸢乌贼对水温较为敏感,冬春季海水温度整体较低,渔场生物量高的区域主要集中在南部低纬度水温较高的海域;夏秋季整个海域海水温度大致相同,CHL成为影响渔场分布的主要因子,这可能是由于CHL的高低影响了鸢乌贼饵料生物的分布,而夏秋季正是鸢乌贼的索饵高峰期,故而CHL通过饵料生物影响了鸢乌贼渔场的分布。SIRIRAKSOPHON等[24]、CHEN等[8]认为头足类对海水温度较为敏感,而在该研究中发现,中沙西沙海域的鸢乌贼渔场与多种环境因子均有关联,这与其他海域的研究有共同之处,也有其独特的特点,这可能与南海复杂的地貌与水文环境有关。

3.3 鸢乌贼行为与渔场关系

在实际走航调查中,发现鸢乌贼有明显的昼夜垂直迁移特性,一般在傍晚19时左右开始从300m左右水深上浮,到晚上22时左右上浮至100 m以浅水层;清晨4时左右开始下沉,至6时左右下沉至300 m左右水层。故而其昼夜垂直移动的行为对渔场生物量的评估影响不大。从鸢乌贼的胃含物分析中可以看出,其昼夜垂直移动的主要目的是觅食[8]。鸢乌贼夜晚上浮至100 m以浅的水层,其与SST和SSH的关系更为密切(相关系数PSST>PSSH>PCHL>PSSS),白天下沉至较深水层,其生物量与SST和CHL关系较为密切(相关系数PSST>PCHL>PSSH>PSSS)。一般而言,SSS的变化较为均匀,CHL主要通过影响鸢乌贼饵料生物而影响其分布,故而鸢乌贼行为与SST和CHL的关系更为密切。

3.4 模型的修正与应用

资源环境基尼系数论文 篇8

1 资料来源与研究方法

1.1 资料来源

2008—2011 年 《中国卫生统计年鉴 》 及 《 中国统计年鉴等资料。

1.2 研究方法

利用洛伦茨曲线和基尼系数[3]分析人力资源分布的公平性。 洛伦茨曲线由美国统计学家M.O洛伦茨提出, 是经济学中用来反映社会收入分配或财产分配公平程度的曲线。 其基本思想为: 将收入或财产按不同人群或地区分为若干等级, 横轴表示每一等级的人口数占总人口的百分比的累计值, 纵轴表示每一等级拥有的财富的百分比的累计值, 连接各点, 即得到洛伦茨曲线。 在卫生经济领域中, 按不同城市人均卫生资源拥有量从小到大排序, 以累计人口百分比为横坐标, 以卫生资源累积百分比为纵坐标, 即绘制出卫生资源按人口分布的Lorenz曲线。

人

注: 数据来源于2008 年及2011 年《中国卫生统计年鉴》, 数据中未包含工勤技能人员[5-6]。

基尼系数由意大利经济学家基尼提出, 是根据洛伦茨曲线计算出的反映社会收入分配公平程度的统计指标。 基尼系数介于0~1 之间, 愈接近0 表示财富分配越公平, 等于0时表示财富分配平均, 此时洛伦茨曲线可称为 “公平线”;反之, 基尼系数越接近1, 表示财富分配越不公平, 等于1时表示所有财富集中于一人之手, 此时的洛伦茨曲线可称为“不公平线”[2]。 Gini系数在0.3 以下为最佳的平均状态, 在0.3~0.4 之间为正常状态, 超过0.4 为警戒状态, 达到0.6 以上则属高度不公平的危险状态[4]。 其计算公式为:

式 (1) 中, G为基尼系数, Pi为各市人口数占全省总人口数的比重, Yi为各省份妇幼保健卫生人力资源资源占全国总数的比重, Vi为按平均妇幼保健卫生人力资源排序后Yi从i=1 到i的累计数。

文章的表格数据整理以及对所选指标的基尼系数计算和洛伦茨曲线的绘制均通过Excel 2003 软件完成。

2 结果

2.1 全国妇幼保健机构卫生人力资源基本情况

2007—2010 年, 全国妇幼保健机构人员总数呈现增长趋势, 除管理人员外, 各地区总数及各类型人员数均增长。在人口配置上, 东中西部地区每万人口妇幼保健卫生人员数量 (含管理人员) >1, 均有增长, 中西部地区人均配置情况较东部地区改善大 (表1) 。

2.2 按人口分布的妇幼保健卫生人力资源配置的公平性分析

2.2.1 按人口分布的妇幼保健卫生人力资源的基尼系数。 按2008 年、 2009 年、 2010 年和2011 年的《中国统计年鉴 》数据计算[7,8], 根据各省份人口占全国人口的百分比, 各省份拥有妇幼保健卫生人力资源的百分比以及人均资源拥有量, 分别计算全国卫生技术人员、 其他技术人员和管理人员按人口分布的基尼系数, 如表2。 按照基尼系数的评价标准, 妇幼保健卫生人力资源按人口分布的基尼系数均在0.4 的警戒线以下, 处于公平状态。

2.2.2 按人口分布的妇幼保健卫生人力资源的洛伦茨曲线。根据各年份《中国卫生统计年鉴》和《中国统计年鉴》等资料, 按照人均妇幼保健人力资源量, 分别将各个省份各类人力资源数从小到大排序后, 以各省份人口累积百分比为横坐标, 以各省份的妇幼保健人力资源的累积百分比为纵坐标, 分别绘制出卫生技术人员、 其他技术人员和管理人员按人口分布的洛伦茨曲线, 见图1~图4。从三种类型的人员按人口分布的Lorenz曲线可以看出, 自2007—2010 年, 全国妇幼保健各类卫生人员的曲线变化不大, 无过分偏离绝对公平线。 卫生技术人员公平性最高, 其次为管理人员和其他技术人员。

2.3 妇幼保健机构卫生人力资源结构分布

人力结构评价是人力资源评价的一个重要方面, 人力结构状况能反映出人力资源的质量和合理性。 我国妇幼保健机构卫生人力资源的性别构成中, 女性占70.0%左右, 男性百分比较低, 这与妇幼卫生工作面向的群体有一定关系; 年龄结构中, 小于45 岁人员比例接近70.0%, 年轻人员比例较高; 2005—2010 年, 学历结构改善幅度不大, 硕士学历人员比重增大, 值得注意的是本科人员比重下降, 高中及以下学历人员比重仍然很高; 妇幼保健机构卫生技术人员高级、中级和初级职称约分别占7.0%、 32.0%和61.0%, 高级、 中级和初级职称之比为1∶4.6∶8.7, 明显低于世界卫生组织制定的中等发达国家高、 中、 初级职称卫技人员之比为1∶1.2∶的标准[9] (表3) 。

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来源:2011年《中国卫生统计年鉴》[6]。

3 讨论

妇女儿童的健康状况关系到民族素质和社会进步, 妇幼保健是卫生事业的重要组成部分, 关系到和谐社会的构建和小康社会的建设[10,11]。 2012 年12 月8 日 《国务院关于印发卫生事业发展“十二五”规划的通知》强调要继续加强妇幼卫生工作, 完善妇幼医疗服务体系, 推动市、 县级妇幼保健机构能力建设。 人力资源作为其中的重要方面, 其配置的公平合理对当前形势下加强妇幼卫生工作的要求。 本文对全国妇幼保健机构卫生人力资源的配置情况进行分析, 运用Gin系数和Lorenz曲线等指标对人力资源的配置公平性进行评价, 有利于积极的发现其中存在的亟待解决问题。

3.1 优化妇幼卫生人力资源结构, 加强人才队伍建设。

妇幼保健机构作为妇女儿童健康的保障者, 充足而又高质量的专业人才队伍对于自身能力的发挥起着基础性的作用。 分析发现, 目前, 妇幼保健机构卫生人力资源的年龄、职称和学历结构仍然存在部分问题。 妇幼保健机构应完善妇幼卫生人才的培养、 考核和晋升制度, 鼓励在职人员自觉地加强自身业务学习, 加强妇幼卫生人员的技能培养力度, 应坚持人才培养与引进并举, 可以有计划地引进高级人才, 逐步提高在职人员的职称等级, 促进妇幼卫生服务工作的质量提升。

3.2 坚持人力资源配置的公平性原则, 注意妇幼人力资源配置的可及性

我国各省妇幼卫生服务资源人口分布的状况分析显示, 妇幼保健机构卫生人力资源在各省间分布均衡性虽然不尽相同, 但基尼系数分析显示并不缺失公平。 尤其是考虑到我国地域辽阔、 人口分布极不均衡的特点, 在加强妇幼保健机构人力资源体系建设的过程中, 应在考虑人口均衡性的同时, 对服务的可及性加以考虑, 适当考虑边远人口稀少地区卫生人力资源的配置情况。

摘要：目的 旨在采用相关经济学指标, 对全国妇幼保健机构卫生人力资源配置按人口分布的公平性进行分析。方法 通过查阅《中国卫生统计年鉴》及《中国统计年鉴》等资料, 对比分析2007年和2010年我国东中西部妇幼保健机构人力资源资源配置情况;采用基尼系数和洛伦茨曲线指标, 分析妇幼保健人力资源按人口分布的公平性, 并对2005和2010年的人员结构进行对比分析。结果 在人口配置上, 东中部地区妇幼保健人力资源总量及每万人口拥有量均有增长;妇幼保健机构人力资源按人口分布的基尼系数均在0.4的警戒线以内, 其中卫生技术人员最低;妇幼保健人员年龄集中于45岁以下;学历结构改善幅度不大, 本科以下比例占50%以上;职称结构欠合理, 中高级职称人员比例较低。结论 妇幼保健机构卫生人力资源分布相对均衡, 人员结构仍需改善。在加强妇幼保健工作过程中要继续保持人力资源配置的公平性和可及性。

关键词：妇幼保健人力资源,公平性,洛伦茨曲线,基尼系数

参考文献

[1]李永斌.全国重点联系城市社区卫生服务机构人力资源研究[D].武汉:华中科技大学, 2008.

[2]蔡亚平, 邓学良, 龙章忠.我国卫生资源的发展历程及问题思考[J].南华大学学报 (社会科学版) , 2001, 2 (4) :9-102.

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[4]李谨邑, 章烈辉, 孙奕.Gini系数的SAS编程计算[J].中国卫生统计志, 2005, 22 (2) :108-109.

[5]中华人民共和国卫生部.2008中国卫生统计年鉴[EB/OL]. (2008-09-10) .http://www.moh.ov.cn/publicfiles/business/htmlfiles/mohbgt/s8274/200809/37759.htm.

[6]中华人民共和国卫生部.2011中国卫生统计年鉴[EB/OL]. (2013-01-16) .http://wsb.moh.gov.cn/htmlfiles/zwgkzt/ptjnj/year2011/index2011.html.

[7]中华人民共和国卫生部.2009中国卫生统计年鉴[EB/OL]. (2009-08-26) .http://wsb.moh.gov.cn/zwgkzt/ptjnj/200908/42635.shtml.

[8]中华人民共和国卫生部.2010中国卫生统计年鉴[EB/OL]. (2010-10-08) .http://wsb.moh.gov.cn/htmlfiles/zwgkzt/ptjnj/year2010/index2010.html.

[9]朱文君, 彭宇竹.南京市妇幼保健机构人力资源现状分析[J].江苏卫生事业管理, 2013, 24 (1) :14.

[10]王孟兰.《中国妇女发展纲要 (2001—2010年) 》简要介绍[J].中国初级卫生保健, 2001, 15 (10) :9.