因素指数（通用11篇）
因素指数 篇1
因素分析法,是利用统计指数体系分析现象总变动中各个因素影响程度的统计学领域的一种分析方法,又被称为指数因素分析法,它包括连环替代法、定基替代法、差额分析法、指标分解法。指数因素分析法是现代统计学中一种非常重要且实用的方法,它是多元统计分析的一个重要分支。使用这种方法能够帮助研究者将几组数据几个变量间在时间的纬度上进行分析,分析的结果能够将事物的性质、状态以及特点用少数能表示事物内在联系的、固有的、决定事物本质特征的因素。在保持原有信息量的前提下,使用指数因素分析法可以使复杂的数据简单化。
一、指数的编制
指数理论中的一个核心问题是如何编制统计总指数,它也是能否正确反映社会经济现象总变动的一个基本前提。总指数种类很多,但个性中体现着共性。以下是几个共同的需要注意的问题。
(1)合理选择同度量因素。如上所述,总指数是用来反映不能直接对比,不能直接相加的多种现象总动态。要将不能直接对比、不能直接相加的多种现象转化为一种可以对比、可以相加的现象,这种转化需要借助于同度量因素来进行。
(2)质量指标总指数的编制。指数的概念是从商品的价格的变动中产生的。下面用商品价格总指数为例阐述质量指标总指数的编制。
以下为编制商品价格总指数加权综合法:
[方法一]以某一固定期销售量为同度量因素 。(n代表某固定期)
[方法二]以报告期销售量为同度量因素:
[方法三]以基期销售量为同度量因素:
若在采用加权综合法计算总指数的条件不完全具备时,需要采用加权平均法。
(3)质量指标总指数的编制。
以下是数量指标总指数加权综合法:
[方法一]以某一固定期价格为同度量因素: 。(n代表某固定期)
[方法二]以报告期价格为同度量因素
[方法三]以基期价格为同度量因素
Σp0q0
若掌握的数据资料不适合于采用加权综合法计算数量指标总数时,则需采用加权平均法。
二、指数体系及因素分析
(1)指数的体系和因素分析的关系。一些社会经济现象的数值变动的解释,常取决于两个或多个因素的共同作用。由于各种因素变动的原因不同,就使得各种因素向不同的方向、程度变动着,从而对复杂的社会经济现象的变动产生不同的影响。在这种情况下,可编制相互联系的若干指数,组成指数体系。应用统计指数分析现象的总变动时,是从社会经济现象的内在联系出发的。可见,指数体系是由总变动指数和因素变动指数两类指数组成的。
指数体系与因素分析之间存在着密切的关系,即前者是后者的依据。
(2)总量指标指数的两因素分析。因素分析的内容主要包括两个方面:分别是从相对数和绝对数方面来看的,因此,指数体系可表示为相对数形式: 。绝对数分析:
三、指数因素分析法的探索及其应用
(1)函数分配法。定义:已知实数域上的连续函数y=f(m1,m2,…mn),e=min(e1,e2,…en)。根据函数f的构造,要度量mi在y中所起作用的大小,故将y分解为:
定义:yi=kif(m1,m2,…mn)为自变量m1在函数y中所起的作用,并称之为y对m1的函数分配。已知y=f(m1,m2,…mn),求ki。
假设1(函数分配在加法上的累积性假设):已知函数 n的函数分配分别为y1,y2,…yn。那么 ,即 。特别地,当 时,有
假设2(函数分配在乘法上的均匀性假设):已知函数y=m1,m2,…mn,y对m1,m2,…mn的函数分配分别为y1,y2,…yn,则当m1=m2=…=mn时,有y1=y2=…=yn=1/ny。
结论:函数y=m1,m2,…mn,y=m1,m2,…mn缀Q。y对m1,m2,…mn的函数分配分别为y1=y2=…=yn,则y1=y2=…=yn=1/ny。
证:由于对于任意的有理数mi,总存在一个足够小的正数εi,使得 ,因此我们取ε=min(ε1,ε2,…εn),则mi对ε的商都为整数,记 即mi=εeli,将其带入y=m1+m2+…+mn得
可见函数y可以被分解为l1l2…ln个n维空间的小球εn,记其中任意一个小球为q=z1,z2,…zn(z1=z2=…=zn=ε),根据假设2,当z1=z2=…=zn=ε时,q对任意一个自变量zi的函数分配都为qi=q=εn,由于y=l1l2…lnq,其中l1l2…ln为常数,因此y对mi的函数分配就是l1l2…ln倍的q对zi的函数分配,yi=l1l2…lnq=l1l2…lnεnn=y/n。
证明完毕。
(2)函数分配法在指数因素分析中的应用。例1:表1是我国2010年和2011年我国出口主要货物数量和金额的有关数据,根据以下数据建构指数体系,利用函数分配法分别分析价格和销售量的变动对销售额的影响。
解:由以上得到的公式: ,运用到模型
由以上数据(表2略)表明,函数分配法有明显的优势,因为在该题目中派氏指数[2,3,7]的模型得出的结果在绝对量上夸大了价格因素,缩减了数量因素;而拉氏指数的模型得出的结果在绝对量上夸大了数量因素,缩减了价格因素;函数分配法中,其物价和销售量产生影响的绝对数分别为205564403.5和 -40438840.5,相对数分别为25.5%和 -5.0%。我们可以看到,通过函数分配法的计算得到的结果正好介于这两者之间。并且在计算的环节非常简便快捷,精确度高,减少了误差,符合指数分析的发展趋势。
四、总结及讨论
统计指数因素分析方法最早的理论基础是由拉氏物价指数和派氏物量指数所构成的指数体系,它在各种社会经济现象变动因素分析中发挥了极其重要的作用。虽然该理论存在一定的缺陷,但是在众多优秀国内外专家、学者的研究探索下,该理论得到一定程度的完善。目前,出现了很多有影响的改进理论,如理想指数理论、函数指数理论、共变影响因素理论和共变影响分配理论等。这些理论和设想在一定程度上克服了传统因素分析理论的缺陷,但只是片面地对问题进行了转嫁,使数学理论与社会生活实际分析相脱离,造成公式的无意义化,都没能从根本上解决这个问题。
摘要：首先以传统指数因素分析法存在的不合理的地方引起质疑,然后对改良此处的共变影响因素分析理论进行了论证与评价,最后提出了函数分配法,并将其运用到实际生活中与传统的分析方法相比较。函数分配法的理论基础与计算过程相对来说比较合理、简洁,并且在实际生活的应用中发现它的计算结果符合实际情况,在一定程度上解决了传统方法的缺陷。
关键词：因素分析法,共变影响因素,函数分配法
因素指数 篇2
碱性高锰酸盐指数测定的影响因素
摘要：针对碱性高锰酸钾法测定CODMn值波动大,重现性差,考核、验证及评价困难等问题,通过实验分析了干扰碱性CODMn测定的几项主要影响因素,找出其内在规律及产生原因,提出相应的防范措施.作 者：吕永哲 王增长 LV Yong-zhe WANG Zeng-zhang 作者单位：太原理工大学环境工程学院,山西,太原,030024期 刊：山西能源与节能 Journal：SHANXI ENERGY AND CONSERVATION年，卷(期)：2010,“”(2)分类号：X703关键词：碱性高锰酸钾法 含氯废水 COD 影响因素
我国房产价格指数多因素分析 篇3
[关键词] 房产价格指数回归分析安居需求
一、理论模型及研究方法
房地产的实际市场价格是由供给与需求，竞争等多种市场因素和非市场因素综合作用的结果。主要从经济因素对房地产市场的供给和需求的影响进行分析，观察房地产价格所受到的影响因素。理论上来看，一方面在需求的角度，房屋是一种高价值的耐用消费品，以住宅为例，即使在发达国家，一套住宅的价值也远远超过普通家庭的年收入，家庭现有的购买能力不能满足住宅购买需求，这就要依赖信贷，通过分期付款活抵押贷款方式购买房屋。
另一方面在供给的角度，房地产行业是一个成本递增的行业，房地产商进行地产开发时会受到可贷资金、利率、土地供给、国家投入固定资产价值等因素的影响。
同时，房地产价格又因为地域差异而在全国范围内表现出较大的差异，因此，房地产价格指数成为一个更为理想的衡量全国房价水平的指标。所以,以房地产价格指数作为应变量，以人均工资、利率、全国物价总指数、建筑业贷款数额、土地交易价格、货币供给量和固定资产投资作为解释变量，构造计量经济学模型。
二、回归分析
1998年４月１６日，国家发展计划委员会、国家统计局联合发布了该年第一季度全国３５个大中城市房地产价格指数。从1998年开始的各季度时间序列数据进行调查研究，数据分别来自中经数据网，中国人民银行网和中国人民大学经济论坛数据交流中心。
1.引入变量
引入应变量FDCJt——房地产价格指数；解释变量TDJYt——土地交易价格。
M2t——每季度末的M2货币供给量;WAGEt——全国季度平均职工工资。
INTERESTt——利率;CPIt——全国物价总指数;LLOANt——每季度末金融机构建筑业贷款。
INVESTt——每季度新增固定资产在建筑业的投资;SEASONt——虚拟变量。
注：利率为每季度存款利率与贷款利率的加权平均。
季度人均工资和季度新增固定资产投资具有很强的周期性，每一年第四季度的工资均比前三季度的大幅度上涨，为了测量这一现象是否给房地产市场带来冲击，设定一个虚拟变SEASONt，在第一、二、三季度取值为0，四季度取值为1。采取1998年～2004年28个时间序列数据。
2.设定模型
从线性型，对数模型，和对数到线性模型中选取一个最佳模型。通过各种测试,普遍认为对数到线性模型不论从经济意义上考虑或是从模型的优度考虑都是最佳的，故下面就以该模型形式进行分析研究。
对数到线性模型：
3.模型参数估计，检验和修正
利用Eiews软件用OLS进行估计得:
由此可见，LN(INVESTt)，CPIt，SEASONt和TDJYt系数的t值均不显著，故对该模型进行计量经济学的校验，并进行修正，看看是否能使模型改善。
⑴多重共线性检验
利用软件Eviews得到变量的相关系数矩阵，从中看出各解释变量之间的相关系数均比较大，说明由于受到数据采集局限，以及各变量在经济含义上均密切相关，存在着较严重的多重共线性问题为此就多重共线性进行修正。即利用Eviews进行变量剔除的检验，来解决多重共线性的问题。
通过数据处理，分析比较原始模型发现，除变量TDJYt，其他解释变量系数均显著异于零，且F值显著增加和值有所提高，认为可以搁置多重共线性问题，因为在解释变量系数基本显著且符号正确的情况下，用OLS估计的解释变量系数在多重共线性问题下仍然是线性无偏的，并不会很大的防碍研究，且可以从其它方面进行对该模型的调整。
⑵变量的适度调整
在方程③中，季度人均工资与房地产价格指数呈负相关，为了消除名义工资上涨，而通货膨胀率的上涨使实际工资水平下降而给方程带来误影响，我们决定以（名义工资/物价总指数）来代表人民相对的实际购买力，同时指数化了的人民相对实际购买力用上升一个单位来衡量，并且尝试用土地交易价格指数的滞后项代替土地交易价格，得到
——WAGE2t季度平均居民实际购买力
此时该模型中的所有解释变量系数均显著异于零，且有较高的R2校验值和F统计值，决定暂用此模型形式，并进行各项检验以弥补不足。
⑶残差项的正态性检验
由于关于模型的几乎所有统计检验（t检验，F检验等）均建立在残差项ui服从正态分布的假设前提下，故认为应首先进行残差项的正态性检验以有效地支持模型。进行JB检验后可知，在5%的显著性水平下，不能拒绝H0：残差项服从正态分布的原假设，故该模型的统计检验是有效的。
⑷异方差检验
进行怀特异方差检验，可得=14.33242，故不拒绝H0:残差项不具有异方差性的原假设。
⑸自相关检验
进行著名的侦察序列相关性的D-W检验后，可认为该模型的残差项是随机的。
最后，模型的预测能力
由以上数据可以得到，MAPE即平局绝对百分误差和希尔不等系数均很小，同时最后三个比例项中CP进似为1，说明此次回归的预测精度相当高，预测值十分接近真实值。
4.结果的分析
进行一系列的修正和检验后最终得到的回归如下:
从中可以得出以下结论：
Ⅰ在其他解释变量不变的情况下，1998年～2004年，季度利率每提高一个单位，季度房地产价格指数平均上涨1.036个单位。
Ⅱ在其他解释变量不变的情况下，1998年～2004年，季度金融机构发放的建筑业贷款每增长1%，季度房地产价格指数平均下降0.10个单位。
Ⅲ在其他解释变量不变的情况下，1998年～2004年，季度货币供给量提高1%引起季度房地产价格指数上涨0.19425个单位，平均地说。
Ⅳ在其他解释变量不变的情况下，1998年～2004年，季度土地交易价格指数上涨一个单位，会引起滞后两期的季度房地产价格指数平均上涨0.286个单位。
Ⅴ在其他解释变量不变的情况下，1998年～2004年，季度居民实际购买力上升1个单位会导致季度房地产价格指数平均下降0.062个单位。
Ⅵ模型引入的解释变量可以说明应变量房地产价格指数变异的96.08%。
三、结论与对策
经过上述计量经济模型的分析，发现最初所选取的八个对房地产价格指数可能产生较大影响的因素里，只有利率、每季度末金融机构建筑业贷款、每季度末的M2货币供给量、土地交易价格指数和季度居民实际购买力的影响较为显著。
尽管房地产天然具有投资性，政府房地产业政策仍需通过金融、税收等杠杆，对土地管理制度、房屋信贷利率、房地产商运作等方面的问题进行控制和管理，从而起到重要的引导调控作用。
有关氧指数检测的影响因素分析 篇4
关键词：氧指数,燃烧性能,检测
随着建筑市场的发展, 特别是2009年的央视北配楼、2010年上海胶州路教师公寓、2011年沈阳皇朝万鑫酒店等火灾的发生, 国家相关部委及普通老百姓越来越关注建筑及建材的防火安全问题。氧指数作为比较简单的, 可以直观判断材料的燃烧性能的一项检测指标, 不仅受到相关检测实验室的重视, 很多企业也开始关注产品的氧指数指标。
国内建材行业检测氧指数主要依据标准GB/T2406.2-2009《塑料用氧指数法测定燃烧行为第2部分:室温试验》, 此标准等同采用ISO 4589-2:1996《塑料用氧指数法测定燃烧行为第2部分:室温试验》 (英文版) 及之后的修订单。由于检测方法较复杂, 试验人员不经过长时间反复研读标准、进行大量实验, 很难准确掌握试验方法, 得到精确的数值。
本文从设备、检测过程两个方面详细分析试验人员进行氧指数检测时应注意的一些问题, 以便提高检测能力, 得到更准确的氧指数检测结果。
1 设备的影响因素
氧指数检测设备的状态直接关系到检测结果是否准确。国内现阶段氧指数分析仪技术已经成熟, 很多厂家都能生产质量较好的氧指数分析仪。但实验室对于仪器状态的保持状况大不相同, 这也就直接导致检测结果会出现偏差。下面几个细节是经常被忽略或者未被关注到的地方, 将会直接影响检测结果。
1.1 气体含湿量
GB/T 2406.2-2009在第5.3节中对于气体的含湿量要求小于0.1%, 而且仪器也要求设置气体干燥装置来保证气体的含湿量满足要求。氧指数分析仪的气体干燥装置通常设置在混合气体进入燃烧筒之前, 利用干燥剂来对气体进行干燥处理。但很多实验室不注意定期更换干燥剂或者未对吸湿后的干燥剂进行处理, 导致干燥剂不能再对混合气体进行干燥处理, 无法保证通过的混合气体满足含湿量的要求, 也就无法保证检测结果的准确性。这就需要试验人员随时关注干燥剂的状态, 发现有明显变化及时进行处理或更换干燥剂。
1.2 设备检定或校准
氧指数分析仪的检定或校准结果能够直观的反应设备的当前情况, 看它是否满足标准及检测的要求。但大多数实验室未能对氧指数分析仪进行有效的检定或校准, 这也就不能保证仪器满足检测的要求。问题主要集中反应在以下三个方面:
1) 部分实验室的氧指数分析仪未进行过检定或超过有效的检定周期, 也未用有效的方法对仪器进行期间核查。
2) 大多数实验室的氧指数仪是数显型, 只检定或校准了压力表和流量计, 未对直接读取氧浓度数据的氧传感器进行检定或校准。
3) 部分实验室的氧指数仪检定是单独拆下流量计、压力表或氧分析仪来进行的, 部件满足检定或校准要求, 不能保证整机的性能也满足要求。尤其是流量计, 即使满足设备对它的精度要求, 如果管路中有连接不严、气体泄漏等问题, 也会导致最终流经燃烧筒的气体流速达不到标准的要求。
1.3 定期核查
氧指数分析仪除了要进行定期检定或校准, 还需要利用标准气体或标准物质进行期间核查, 这样才能及时发现仪器在每次检测的时候是否处于正常状态。这样也就杜绝了仪器可能出现的一些特殊状况。例如:数显型氧指数分析仪用的氧传感器是易损件, 频繁使用或长时间放置在湿度较高的环境下会失效或者反应不灵敏, 采用期间核查就能减小出现氧传感器失效的可能性, 降低检测结果出现偏差的风险。
2 试验过程中的常见问题
2015年中国建材检验认证集团股份有限公司 (CTC) 负责组织协调并具体实施了《建筑材料燃烧性能测定》 (CNCA-15-A16) A类能力验证项目。通过本次能力验证实施过程中接受的技术咨询情况以及实验室提交的检测结果、检测原始记录可以看出, 有少部分实验室的操作人员, 未能准确理解实验过程, 在检测操作和计算过程中出现了问题, 导致了结果的错误或偏差。出现的主要问题如下:
2.1 初始氧浓度的确定
标准GB/T 2406.2-2009中条款8.5规定, 采用任意合适的步长, 直到氧浓度 (体积分数) 之差≤1.0%, 且一次是“○”反应, 另一次是“×”反应为止。将这组氧浓度中的“○”反应, 记作初始氧浓度。并在条款8.6中规定这个初始氧浓度即为NL和NT系列的第一个值。试验过程中容易出现以下两种情况:部分实验室没有正确确定样品的初始氧浓度值, 而是错误的把初始氧浓度值的下一个数值作为初始氧浓度, 影响了最终结果;还有部分实验室直接以条款8.5中的“×”反应作为初始氧浓度, 导致了NL系列氧浓度值的错误。
2.2 NT系列的确定
标准GB/T 2406.2-2009中条款8.6.3规定, NT系列的最后5个值作为一个系列, 这个系列的第一个值是NL系列的最后一个值 (与NL系列前面的值不同反应的数值) , 这个数值不需要重复试验。试验过程中容易出现以下两种情况:部分实验室会重复进行NL系列的最后一个值的试验, 存在出现不同反应的风险, 影响最终结果;部分实验室把NL系列的最后一个值的下一个数值作为NT系列的最后5个值的第一个值, 直接影响了最终结果。
2.3 查表确定K值
试验过程及数据记录都是准确的, 但查表时K值选择错误, 导致最终结果的错误。本次能力验证82家参加单位中有4家K值选择错误, 导致最终结果的错误[2]。
2.4 步长d的选择
标准GB/T 2406.2-2009条款8.6.4中规定, NT系列中步长d不能低于0.2。有些实验室没有注意到这个限制条件, 误以0.1为步长。未按照标准GB/T 2406.2-2009要求进行检测, 检测的结果也就不符合标准要求。
2.5 OI值的修约
标准GB/T 2406.2-2009条款9.1中规定, 计算标准偏差时OI值取两位小数。部分实验室取三位小数或一位小数参与标准偏差的计算, 导致了标准偏差结果出现错误, 影响步长校验的准确性;还有部分实验室OI值取两位小数时数值修约错误, 直接影响了最终结果。
3 结语
氧指数的检测受到越来越多建材检测实验室以及生产企业的关注, 但试验的过程以及仪器的一些特性还需要相关检测人员深入研究。试验人员不仅应该认真学习标准和相关的专业知识, 还应了解仪器设备的工作状态, 并遵循试验的操作过程, 才能保证测试数据的合理性和测试结果的准确性。
参考文献
[1]GB/T 2406.2-2009, 塑料用氧指数法测定燃烧行为第2部分:室温试验.
因素指数 篇5
关键词：异地务工人员；幸福；医疗
一、惠州地区外来务工人员现状
近年来，随着惠州经济的快速发展，惠州市的外来务工人员呈现逐年增长的趋势，少数民族流动人口也有所增加。具体呈现出以下几个方面的特征：
1.增长快
根据惠州市统计局提供的数据，目前我市的异地务工人数约为150万人，对比2006年，在册登记的外来工有67.89万名增长了近3倍。外来务工总人数占全市总人数的36.94%。其中外省异地务工人员约占47%，本省内异地务工人员约占53%。主要分布在惠城、仲恺、惠阳淡水、惠东吉隆等工业集中区。
2.年轻化
据惠州市总工会就惠州市异地务工人员的年龄调查发现，80后、90后农民工占到了惠州异地务工人员的69.94%。也就是说，惠州异地务工人员年龄大多数集中在19～30岁。从年龄构成看，18～45岁的占83.1%，45～55岁的占17.9%，由此可见，异地务工热源以青壮年劳动力为主体。
3.集中化
异地务工人员大都从事劳动密集型的产业，如制造业、建筑、餐饮、服务、保洁、保姆等一些脏苦累的工种，因为这些工种需要大量能吃苦耐劳的人员。他们大多数在“三资”“三来一补”和民营企业中就业，多为企业的生产线普通工和服务行业的服务员，极少人在质检和生产管理岗位工作。按惠州异地务工人口从事行业人数所占比重高低排序分别为：制造业为44.4%、农作物种植业为14.4%、批发零售业6.2%、住宿餐饮业6.2%、居民服务业5.2%、畜牧业4.2%、建筑业2.9%。
二、影响惠州异地务工人员幸福指数的因素
针对惠州异地务工人员的情况，以下将从马斯洛需求层次来分析：
1.“我要在这里活下来”
（1）收入。民以食为天，收入是保障“食”的基石。异地务工人员的收入水平是决定其幸福指数的关键因素。根据省政府日前发布的《关于调整我省企业职工最低工资标准的通知》，惠州再次调整企业职工最低工资标准，2013年5月1日起，惠州市企业职工最低工资标准将从目前每月950元上调为1130元，非全日制职工小时最低工资标准从目前每小时9.3元上调为11.1元。然而，根据记者随后的调查发现，大多数务工者表示此上调跟不上物价上涨的幅度，惠州异地务工人员的平均工资在1800元～2500元左右，最低工资标准的上调带给外来务工人员的实惠不大。因此，如何进一步保证异地务工人员的工资收入，提高他们的待遇，出台相关的保障政策是惠州异地务工人员管理工作的重中之重。
（2）住房。住房是实现更好发展的保障。调查显示，惠州异地务工人员中租住者所占比例最大，为71.4%，单位提供住房的占19.7%，自己购买住房的占6.9%，借住的占3.1%。可见惠州的异地务工人员居住的主要是出租房和单位集体宿舍，条件较差，生活质量不高。对此，惠州市政府颁布了《惠州市住房保障制度改革创新实施方案》，其中指出，到“十二五”末期，全市保障性住房覆盖面达到20%左右。公租房的保障对象除主要面向城镇中等偏下和低收入住房困难家庭，还将扩大到新就业无房职工和在城镇稳定就业的异地务工人员。但政府要对异地务工人员入住申请制度进一步完善，还应当出台鼓励措施使雇佣单位主动积极地完善员工住宿条件来吸引和留住异地务工人员。
（3）医疗保障。有一位农民工曾在中央电视台访谈节目中说过这样一句话：“我们打工的什么都不怕，就怕生病。”这句话不仅是一个异地务工人员的想法，它代表了广大异地务工者的心声。力气是出门在外打拼的异地务工人员的收入源泉。近两年惠州医疗改革使大多数异地务工人员感受到了实惠，然而由于很多异地务工人员以及他们的子女户籍不在惠州的问题，他们看病还是很麻烦，需要户籍地证明等，导致延误了病情。对于这些问题，惠州政府应该逐个击破，优化异地务工人员的看病和保障制度，精简流程，使异地务工人员在惠州看病更方便快捷。
2.“这里让我们觉得很安心”
（1）社会经济保障。异地务工人员的工资水平普遍较低，他们最担心的就是突如其来的大事花光多年积蓄甚至还负债累累，使生活陷入无助的境地。对于这个情况，政府应出台一些针对惠州异地务工人员的政策和措施，如建立异地务工人员扶持基金会等，帮助他们解决问题。
（2）公共安全保障。由于异地务工人员租住的房子大都比较简陋且地段较偏，多为是抢劫盗窃案的高发区。政府要加强对那些异地务工人员聚集地的监管力度，减少危险事件发生的几率，保证惠州城的和谐稳定，让异地务工人员获得安全感。
3.“本地人，外地人，来到惠州就是一家人”
（1）社会文化。广东省“十二五”规划纲要明确提出了“抓住加快转型升级、建设幸福广东”的发展方向，自2011年以来，惠州不断创新发展理念，切实转变发展方式，从建设“惠民之州”升级到“建设幸福惠州”，这是“建设幸福广东在惠州”的具体表现。惠州三获“中国最具幸福感城市”，2012年凭借“幸福文化”荣登“2012中国最具特色文化竞争力十佳城市”榜首，并因优美宜居的城市环境入选“2012中国十佳宜居城市”排行榜，排名第四。这些都为异地务工人员提供了优美的生活环境。
（2）精神文化建设。在农民工的日常消费中，基本生活开支占比很高，有46.4%的人表示日常基本开支占总支出的80%以上，有71.9%的人表示文化娱乐消费占总支出的比例在10%以下，这说明他们的文化娱乐活动非常少。他们的文化娱乐生活很少，以看电视为主，平时由于工作时间长，且大都是体力劳动，他们很难享受到城市生活的精彩，他们的精神生活不充实，幸福感何来？为了改善这种境况，政府应加大公共娱乐设施的投入，企业可给表现优秀的异地务工人员增加免费旅游的机会，定期举办异地务工人员的联谊活动等。
（3）参政议政。通过参政议政，异地务工人员才能更好地反映其利益诉求，促使相关部门切实采取措施，保护他们的合法权益。通过参政议政，他们可以在社会上发出自己的声音，引起社会舆论对异地务工人员的关注，号召公众力量保护他们的权益。异地务工人员不是本地人，难免会出现难以融入当地生活的情况。因此，提高异地务工人员在工作地的政治参与比例，可以逐渐建立起他们的主人翁意识，增强他们对惠州的认同感，并且也能更好地削弱“本地人和外地人”的概念，使他们产生归属感，这也是“一家人”的具体表现。
4.“我们也渴望被尊重”
异地务工人员肯吃苦，凭着自己的双手每个月能挣几千元的工资，可是他们依然觉得不快乐，原因是职业的差异化。他们的职业大多是本地人不愿意干的“脏苦累”的工作，使他们觉得自卑，没有安全感，担心不被社会认可和尊重。异地务工人员来惠州的目的是为了过上比在家乡更好的生活，赢得属于自己的尊严。针对这个层次的需要，需要社会各界在以下方面做出努力：一是需要大力宣传异地务工人员的贡献，通過各种舆论，把他们的重要性提升到新的高度；二是加大企业管理层中异地务工人员的比例；三是事业单位和机关单位招考应提供更多的工作机会给长期异地务工人员，适当降低录用门槛。
5.“我要飞得更高”
上证A股指数的宏观因素分析 篇6
传统的关于风险资产收益率的模型是在马可维茨的资产组合理论的基础上提出的资本资产定价模型, 认为一种资产的收益仅于其内在风险与市场风险的相关性有关。
Ross (1976) 提出了套利定价模型。Ross认为, 一种风险资产的收益率不仅取决于该资产内在的收益风险与市场平均风险的相关性, 且取决于其他多种因素 (如各种宏观经济因素以及该资产本身的特点) 。Ross放宽了资本资产定价模型中的各种假设, 认为风险资产的收益率同多个共同因素存在线性关系, 用数学表示为:
Ri=Ei+β1F1+β2F2+…+βnFn+εi
式中: Ri为第i个股票的收益率;Ei是股票i的期望收益率;Fk是对被考虑的所有股票的收益有共同影响的第k种因子:βk是i公司股票的收益对第K个因子的灵敏度。εi是一个随机误差项, 即非系统风险成分。
上式中隐含了一些基本的假设: 随机误差项的预期值为0, 即E (εi) =0;各共同因子之间相互独立, 即E (Fi, Fj) = 0 ( i ≠j ) ;影响因子与误差项成之间不存在任何关系, 即E (εi, Fk) = 0。
本文根据罗斯的观点, 认为影响股票收益率的因素不仅包括股票内在风险, 还因包括其他多种因素, 尤其是一些宏观因素。因此, 本文主要以上证A股指数为研究对象, 研究分析影响其变化的宏观因素以及影响的程度。
2 实证分析假设
2.1 影响因子构成的确定
一般, 套利定价模型认为, 资产收益率的不仅受证券内部风险的影响, 还受到如国民收入、通货膨胀等宏观经济因素的影响。本文考察的因变量是上证A股指数的变化率, 根据因变量的特点, 经过筛选, 最后决定的宏观因素为物价指数和利率水平。其中物价指数用居民消费价格总指数计, 而利率水平用7日银行 同业拆借利率计。之前, 我也曾考虑过一些其他宏观因素的影响, 如GDP总额、外国直接投资总额以及能源产量等, 但都因为对因变量影响的显著性水平太低而被剔除掉。因此, 最后确定考察的自变量为利率水平和CPI指数。
2.2 回归方程式
最终我们确定如下式所示的回归方程式:
Rt=R0+β1·CPIt+β4·It
式中, Rt代表股票在t期的预期收益率, 在本为中为上证A股指数的变化率;R0为常数项;It、CPIt分别为代表t期的7日银行同业拆解利率和居民消费价格总指数、能源总产量。以上值均取月变化率。
3 实证分析
3.1 数据来源
本文的数据来自WIND资讯金融终端。
3.2 数据说明
上证A股指数采用后复权的方式进行复权除息的调整;Rt= (本月末的上证A股指数—上月末的上证A股指数) /上月度末的上证A股指数;It= (本月的平均7日银行同业拆解利率—上月的平均7日银行同业拆解利率) /上月的平均7日银行同业拆解利率;CPIt= (本月居民消费价格总指数—上月居民消费价格总指数) /上月居民消费价格总指数;
3.3 回归分析
回归分析均在Eview3.1上完成。使用数据序列经如上处理后均经过ADF协整检验, 均符合要求。
4 结果分析
4.1 约束条件分析
分析结果显示, Jarque-Bera统计量的值为1.655043, 其P值为0.437131, 残差基本呈钟形分布, 这说明残差正态性较好。
经过Breusch-Godfrey分析得到的Obs*R-squared值为17.04953, 其中, 因为我们取的是月度数据, 根据一般惯例, 取12期滞后值。而从其P值也可以看出, 残差自相关的可能性也不高。
经过怀特检验得到的Obs*R-squared值为9.431619, 从其P值可以看出, 残差为异方差的也不显著。
此外, CPI值和利率之间的相关性不高, 仅为-0.018310, 所以可以认为不存在多重共线性。
因为本模型中包含常数项, 所以用最小二乘法可以认为不会违反残差均值不为0的假设。因此, 我们可以认为, 经过实证分析, 本文的模型不违反线性回归的五大约束条件。
4.2 统计结果分析
4.2.1 相关性分析
从表1可以看出, 上证指数的变化率与物价指数和利率水平的变化均呈正相关。
4.2.2 显著性分析
从表1可以看出, 物价指数和利率水平对股票收益率的影响的显著性水平都不高。尤其是利率水平, 显著性很低, 所以需要对利率进行一定的调整。
4.2.3 对于拟合优度的解释
从表1可以看出, 拟合优度即R-squared值不高, 即模型不能对股票收益率的变化做出很好的解释。对于这个问题, 我们的解释是, 我们做这个实证分析只是为了找出影响股票收益率变化的宏观因素, 而并不是对于股票收益率影响因素作一个全面的分析。而一般来说, 个股的收益率更多的会受到其个别内部风险的影响, 典型的如市盈率等。因此, 对于我们的分析, 我们更多的关注的是个别解释变量的显著性, 而不是整个方程的显著性。
4.3 对于利率的调整
从上述的检验结果可以看到, 利率对于股票收益率变化影响的显著性很低, 因此对于利率进行一定的调整。因为, 一般认为, 利率水平代表的是社会资金的平均价格, 因此, 可以认为利率的变化对于企业价值的变化具有一定的滞后性, 因此我们采用3阶滞后的利率水平对于方程重新做一个回归。结果如表2所示。
经过利率滞后的调整后, 利率与物价指数对股票收益率影响的显著性水平均有了很大的提高, 均基本达到了95%的显著性水平。经过调整后, 上证A股指数的变化率与利率水平和物价指数仍然都成正相关。所以, 可以认为上证A股指数与物价指数以及滞后3期的利率水平之间有着较为显著的正相关性。
但是, 在进行线性回归模型约束条件的检验时却发现, 本文模型怀特检验下的Obs*R-squared的值却比较高, 即残差表现出了一定的异方差性。
5 结论与展望
一般, 物价指数的过度上升是通货膨胀的一个表现, 一定程度上反应了经济的过热, 所以可以认为物价指数与股票收益率的变化之间存在着较为显著的正相关。但是, 令人比较惊讶的是, 股票收益率与利率水平之间也存在着正相关性, 无论我们采用的是当期利率还是之后3期的利率。尤其是与滞后3期的利率直接存在这较为显著的正相关性。
我们做上述的实证分析, 仅仅是为了鉴别出影响上证A股指数的变化率较为显著的宏观经济因素。对于个股的收益率的影响, 还因包括个股的内部风险因素, 如市盈率, 市场价值与账面价值之比等等。当我们研究个别股票的收益率是, 我们也应该把这些可能对于其收益率有显著影响的因素加进去, 构成影响其收益率的微观因素, 从而可以构建出影响个股收益率的模型。
摘要：根据罗斯在1976年提出的套利定价理论的观点, 认为影响风险资产的收益率的因素除应包括资产内部风险以外, 还应包括其他多种因素。以上证A股指数的月变化率为考察对象, 以同期物价指数和银行同业拆借利率变化为自变量, 分析以其为代表的宏观因素对上证A股指数的变化的影响
关键词：上证A股指数,CPI,利率,套利定价理论
参考文献
[1]布鲁克斯.金融计量学导论[M].成都:西南财经大学出版社, 2005.
[2]Stephen A.Ross, The Arbitrage Theory of Capital Asset Pricing, Journal of Economic Theory, 1976, 13:341-360.
因素指数 篇7
近年来, 随着社会经济的不断发展, 高等级公路建设在我国发展迅速。沥青混凝土路面具有施工期短、表面平整、行车舒适、低噪声、耐磨、养护维护简便等优点, 目前我国高等级公路普遍采用沥青混凝土路面。据统计, 1990年, 沥青混凝土路面所占比例为70%;至2004年, 所占比例增长至90%[1]。在沥青混凝土路面广泛应用的同时, 由于沥青混凝土材料性质及设计、施工等原因, 一些沥青路面会出现裂缝、车辙、松散、坑槽等损害[2]。在早期损害中, 车辙问题非常普遍, 不但降低了行车质量, 而且威胁着交通安全, 另外, 雨季时辙槽较深处会产生积水, 加剧了沥青混合料路面的损坏[3]。
目前, 常用三种方案解决车辙问题:改良级配、使用改性沥青以及掺加沥青混合料抗车辙剂。抗车辙剂是多种聚合物复合材料, 它通过对集料的增粘作用、对沥青的改性作用, 纤维加筋作用、弹性恢复作用可以明显提高沥青混凝土路面抗永久变形能力, 目前, 添加抗车辙剂是解决车辙问题的最经济、最有效、最实用的途径之一[4]。交通运输部针对抗车辙剂出台了相应的产品标准《JTT 860.1-2013沥青混合料改性添加剂第1部分:抗车辙剂》, 其中规定抗车辙剂熔融指数试验按GB/T 3682进行, 即在190℃温度下和21.6N (2.16kgf) 压力下, 抗车辙剂熔剂体在10min内通过标准毛细管的质量值[5], 但是标准在具体试验条件上未做明确规定, 给试验结果带来了一定不确定性, 本文通过讨论不同的试验条件对抗车辙剂熔融指数试验结果的影响, 并对抗车辙剂熔融指数试验条件提出建议, 以供相关人士参考。
2 抗车辙剂熔体流动速率的测试方法
GB/T 3682-2000中提供了两种测定方法:直接测定熔体质量流动速率 (MFR) 的方法A和先测定熔体体积流动速率 (MVR) 然后换算MFR的方法B。当熔体流动速率较小或模口膨胀过高的材料, 在240s的最大切粒间隔内, 可能会出现切段长度小于10mm的情况, 如果此时每个切段质量达到0.04g以上时, 可以使用方法A, 否则应使用方法B[6]。
方法A中MFR的计算公式如下, 单位为g/10min:
式中:θ——试验温度, ℃;
mnom——标称负荷, kg;
m——切段的平均质量, g:
tref——参比时间 (10min) , s (600s) ;
t——切段的时间间隔, s。
方法B有两种测定原则, a) 测定在规定时间内活塞的移动距离;b) 测定活塞移动规定距离所用的时间。熔体体积流动速率的计算公式如下, 单位为cm3/10min:
式中:A——活塞和料筒的切面平均值 (等于0.711cm2) , cm2;
t——预定测量时间 (a原则) 或测量时间的平均值 (b原则) , s;
l——活塞移动预定测量距离 (b原则) 或测量距离的平均值 (a原则) , cm。
方法B中MFR的计算公式如下:
式中:m——预定测量时间t秒内挤出的试样质量。
3 影响试验结果的因素
为了研究不同试验条件对熔体流动速率结果的影响, 采用Sekseth、Iterlong、Domix、砼仁4种市场上应用较广的抗车辙剂进行试验, 为了减小试验误差, 由同一人操作同一台仪器, 在相同的温湿度条件下按照标准试验方法进行, 每次添加试样质量为5.0g。
3.1 方法A中不同的切料时间对试验结果的影响
规范中已针对不同的熔体流动速率给出了切粒时间间隔, 在试验前未得知MFR如何选择切料时间间隔, 成为困扰试验者的难题。本文讨论了四种抗车辙剂切料时间为60s和120s情况下的熔体流动速率, 试验结果如图3-1。
从上图中可以看出, 切料时间间隔对试验结果有一定影响, 根据材料的不同, MFR误差在2%~19%之间。一般来说切料间隔60s时的MFR略大, 为了获得准确的试验结果, 在进行试验时要严格按照标准规定选择切料时间间隔。例如此试验中, 砼仁的MFR大于3.5g/10min, 按照规范需采用30s的切料时间间隔重新进行试验。
3.2 方法B中活塞移动规定距离对MFR的影响
规范中方法B有两种测定原则, 虽然根据不同的原则试验过程不同, 但是在计算MVR时两种原则的结果是相同的, 对于本文没有研究意义。方法B中原则a) 的计算与方法A相同, 因此此处仅讨论不同的活塞移动预定测量距离对MFR的影响。本文对四种车辙剂进行了不同活塞移动预定测量距离下MFR的试验, 活塞移动预定测量距离分别为10mm和20mm, 试验结果如图3-2。
从上图中可以看出, 当活塞移动预定测量距离不同时, 试验结果也随之改变, 一般来说10mm时的试验结果略大于20mm时, 试验误差在2%~5%之间, 总体来看不同的预定测量距离对结果影响较小。也可以看出GB/T 3682-2000中未对预定测量距离做出规定具有一定的合理性。
3.3 方法A与方法B结果比较
为了研究两种方法对试验结果的影响, 按照GB/T 3682-2000对方法A中挤出物切断时间间隔要求, 方法A采用Sekseth、Iterlong、Domix三种材料在60s切料间隔下的MFR试验结果, 方法B采用这三种材料在2.3中不同活塞预定测量距离下的平均值, 方法A与方法B试验结果对比如图3.3。
从上图可以看出, 不同的试验方法对结果产生一定影响, 随着材料不同误差在2%~5%之间, 一般来说方法A的试验结果偏小。GB/T 3682-2000中熔体质量流动速率试验首选方法A会得到一个更小的MFR, 这对材料的要求更严格, 也是对用户负责的行为。
4 结论
抗车辙剂已经广泛应用于沥青混合料, 对道路抗车辙病害起到了重要作用, 但是目前对抗车辙剂的研究较少, 本文介绍了抗车辙剂熔体流动速率的测试方法, 研究了不同试验条件对试验结果的影响得到以下结论:
1、GB/T 3682-2000中方法A选择不同的挤出物切段时间间隔对试验结果影响较大, 在试验时要严格按照规范要求选择切料间隔;
2、GB/T 3682-2000中方法B中不同的活塞移动预定测量距离对试验结果影响较小, 规范中未对预定测量距离做规定是合理的, 但是为了得到较严格的试验结果可以设定较大的预定测量距离;
3、方法A与方法B的试验结果相差较小, 但是方法A的结果更严格, 建议进行试验时首选方法A。
参考文献
[1]王淑颖.沥青混合料抗车辙性能影响因素及评价指标的研究[D].北京:北京工业大学, 2011.
[2]曾志威.掺抗车辙剂沥青混合料路用性能研究[D].长沙:长沙理工大学, 2009.
[3]王文君.抗车辙剂改性沥青混合料关键参数设计及路用性能研究.西安:长安大学, 2011.
[4]王万平.抗车辙沥青混合料的试验研究.长沙:长沙理工大学, 2010.
[5]JTT 860.1-2013, 沥青混合料改性添加剂第1部分:抗车辙剂[S].
影响胎指数的因素及关键控制点 篇8
1 胎指数的定义及计算公式
胎指数 (L/F/Y) 是指每头母猪每年所产窝数。其计算公式:L/F/Y= (365-NPD) / (GL+LL) 。其中, NPD是母猪非生产天数;GL是指母猪从配种到分娩的妊娠天数 (一般是114 d) ;LL是母猪泌乳期天数。从计算公式可知:NPD和LL是影响胎指数的两个主要因素。
2 影响胎指数的两大因素
2.1 非生产天数对胎指数的影响
2.1.1 非生产天数的定义及来源
任何一头生产母猪和超过适配年龄 (一般设定在230日龄) 的后备猪没有怀孕、没有哺乳的天数称为非生产天数 (non-productive days, NPD) [1]。包括必需非生产天数和非必需非生产天数, 其中有3～7 d的断奶至配种间隔是必需的, 叫做必需非生产天数。
非必需非生产天数主要包括7个方面:后备母猪配种时超过230日龄的饲养天数;断奶后超过7 d未发情的经产母猪的饲养天数;返情、流产及产死胎的母猪从配种到再配种的饲养天数;妊娠期因各种原因引起死亡或淘汰的母猪从配种到死亡或淘汰的饲养天数;因子宫内膜炎、腿病及繁殖性疾病等需治疗、护理而延迟配种的饲养天数;正常情期母猪错过适时交配的饲养天数;没有适时淘汰的母猪的饲养天数。
2.1.2 非生产天数对胎指数的影响
以一个饲养规模为2 000头基础母猪的猪场为例, 假设实行23 d断奶。依L/F/Y= (365-NPD) / (114+23) , 当NPD分别为75, 74, 60 d时, 经计算L/F/Y分别为2.117, 2.124, 2.226。即当NPD减少1 d, 胎指数提高2.124-2.117=0.067;当NPD减少14 d, 胎指数提高2.226-2.124=0.102。
2.2 母猪泌乳期天数对胎指数的影响
同样以一个饲养规模为2 000头基础母猪的猪场为例, 假设非生产天数为60 d。依L/F/Y= (365-60) / (114+LL) , 当LL分别为30, 29, 23 d时, 经计算L/F/Y分别为2.118, 2.133, 2.226。即当LL减少1 d, 胎指数提高2.133-2.118=0.015;当LL减少7 d, 胎指数提高2.226-2.118=0.106。
3 胎指数提高0.1带来的效益
从以上举例分析, 可知NPD缩短14 d或LL缩短7 d均可使胎指数提高约0.1。那么胎指数提高0.1意味着什么呢?以每头母猪窝断奶9.5头仔猪的2 000头基础母猪场为例, 从以下6个不同的角度来看胎指数对规模猪场的影响。
(1) 胎指数提高0.1后, 每年非生产天数共可缩短14×2 000=28 000 d, 即相当于多饲养了28 000/365≈77头有效益的基础母猪。
(2) 假设每头母猪年耗费饲料在1 000 kg左右, 每千克饲料的价格是2.5元, 2.5×1 000=2 500元。胎指数提高0.1后, 每头断奶仔猪成本可减少约2 500/ (2.124×9.5) -2 500/ (2.226×9.5) =5.68元。
(3) 胎指数提高约0.1后, 每头母猪每年多提供断奶仔猪 (2.226-2.118) ×9.5≈1头, 则2 000头基础母猪场每年多提供断奶仔猪约2 000头。
(4) 假设断奶至出栏成活率为90%, 胎指数提高约0.1后, 则每年多出栏肥猪2 000×90%=1 800头。
(5) 假设每头肥猪的饲料与药物成本为800元, 市场毛猪价格为12元/kg, 则胎指数提高约0.1后, 可增加利润约100×12×1 800-800×1 800=720 000元。即每减少1个非生产天数, 可增加利润720 000/28 000=25.7元。
(6) 每头出栏猪的利润可增加约720 000/ (2.118×9.5×90%×2 000) =20元。即出栏猪每千克体重的利润可增加约20/100=0.20元, 或出栏猪每千克体重的成本可降低约0.20元, 若市场毛猪价格升高, 差别更大。
4 提高胎指数的关键控制点
依上所述, 可知提高胎指数是挖掘猪场生产潜力的有效措施。因此, 在生产实际中应做好生产记录, 正确计算繁殖母猪群的胎指数, 找出影响胎指数的因素和关键点, 便于及时采取相应的措施。
4.1 实行早期断奶, 缩短哺乳期
在猪场软硬件都成熟时, 缩短哺乳期对提高胎指数有明显的效果。在养猪生产中应根据饲养管理水平、猪舍条件、母猪体况、季节、地域等实际情况选择适当的断奶日龄。
4.2 后备母猪应适时配种
后备母猪达160日龄后, 应与成熟的公猪充分接触, 每天2次, 每次20 min, 刺激其早期发情, 于第2次或第3次发情时适时配种。
4.3 缩短必需非生产天数
缩短断奶至配种间隔, 在妊娠期间精心控制母猪体况, 在哺乳期和断奶至配种间隔期提高采食量并保证最小的体重损失。初胎母猪及6—9月份断奶母猪断奶至发情间隔长应特别关注。据肖立平等[2]报道, 及时注射PG600催情可收到良好的效果。
4.4 认真制订和执行母猪的免疫程序
重视后备母猪、经产母猪的免疫接种工作, 特别是病毒性疾病 (如细小病毒、日本乙型脑炎病毒、蓝耳病病毒及伪狂犬病毒等) 的免疫, 降低繁殖性疾病引起的流产、返情的发生率。
4.5 重视母猪子宫内膜炎的防治
临床上子宫内膜炎常导致母猪发情不正常、延迟及屡配不孕。搞好猪舍环境卫生, 做好配种及分娩前后的消毒、护理等工作, 对发生子宫内膜炎的母猪应及时选择敏感药物进行治疗。
4.6 降低分娩前死淘率及腿病的发生率
加强妊娠期的饲养管理, 减少应激。若怀孕期间死淘率、腿病的发生率过大需认真查找原因, 对腿病猪应尽早发现, 尽早隔离护理与治疗。
4.7 做好母猪的淘汰更新工作
母猪淘汰的关键时机是在断奶、返情、流产、空怀或患病时, 最好在母猪完成当前胎次 (即断奶) 时及时淘汰生产性能差的母猪。
4.8 提高工作人员的技术水平
首先应保证精液品质优良, 其次配种人员应有娴熟的技术水平, 及时觉察未怀孕的母猪, 采取相应的措施, 如诱情、激素处理、淘汰等, 减少非生产天数。
参考文献
[1]孔令聪.母猪非生产天数解析[J].养猪, 2005 (4) :16.
碱性高锰酸盐指数测定的影响因素 篇9
COD (化学需氧量) 的测定, 通常采用高锰酸钾法或重铬酸钾法。高锰酸钾法在中国常用于测定较清洁水的耗氧量 (CODMn) , 又称为高锰酸盐指数。该方法由于具有成本低、操作简便、快捷, 不使用银盐、汞盐以及致癌物质Cr (Ⅵ) 的特点, 所以尽管其氧化效率比重铬酸钾法低, 仍被广泛应用[1]。高锰酸钾法按待测水样中Cl-含量的不同, 又可分为碱性高锰酸钾法和酸性高锰酸钾法2种。对于Cl-含量大于300 mg/L的水样, 为了避免Cl-对测定结果产生正干扰, 宜采用碱性高锰酸钾法。碱性高锰酸钾法消除Cl-干扰的原理是基于KMnO4在酸碱性介质中氧化能力的不同:酸性介质中, KMnO4的氧化能力很强, MnO4-/Mn2+的标准电极电位为1.49 V, 而Cl/Cl-的标准电极电位为1.36 V, 故Cl-可被KMnO4氧化;碱性介质中, KMnO4的氧化能力降低, MnO4-/Mn4+的标准电极电位为0.588 V, 小于Cl/Cl-的标准电极电位, 因此, 在碱性介质中Cl-不被KMnO4氧化[1]。从这一角度来讲, 碱性高锰酸钾法避免了Cl-对CODMn测定值的影响。然而, 从另一角度来看, 氯度等效于盐度对碱性高锰酸盐指数测定的影响依然存在。尽管如此, 碱性高锰酸钾法还是在很大程度上减少了Cl-对CODMn测定值的干扰, 因此, 被广泛应用于大洋、近岸海水及河口水等含氯水COD的测定。
然而, 由于碱性高锰酸钾法的氧化率较低, 其COD的测定值只能是水中有机污染物含量的相对值, 因而, 其随外界条件变化波动大, 这给CODMn测定值的考核、验证以及各监测结果的评价带来很多困难[2]。因此, 对影响碱性高锰酸盐指数测定的因素进行研究探讨是很有必要的。
影响碱性高锰酸盐指数测定的主要因素有:a) KI与H2SO4的加入顺序;b) 总加热时间;c) 沸腾时间;d) Cl-的浓度;e) 冷却速度等。现就这些主要影响因素对碱性高锰酸钾法的影响情况进行实验与讨论。
1 实验
1.1 方法原理
在碱性加热条件下, 用已知量且是过量的KMnO4, 氧化海水中的需氧物质。然后在硫酸酸性条件下, 用KI还原过量的KMnO4和MnO2, 所生成的游离碘用Na2S2O3标准溶液滴定[3]。
1.2 实验安排
1.2.1 仪器设备和试剂
a) 仪器设备。溶解氧滴定管, 容量为25 mL;定量加液器, 容量为5 mL;移液管;碘量瓶, 容量为250 mL;具塞三角烧瓶, 容量为250 mL;量筒;玻璃砂芯漏斗:G4;秒表;电热板, 1 000 W;其他仪器和设备;
b) 试剂。 (a) NaHO溶液250 g/L; (b) 1+3的H2SO4溶液; (c) 0.010 0 mol/L的KI标准溶液; (d) 用0.010 mol/L的KIO3标准溶液标定的0.01 mol/L的Na2S2O3溶液; (e) 0.01 mol/L 的KMnO4溶液; (f) 5 g/L的淀粉溶液; (g) KI) ; (h) NaCl; (i) 将葡萄糖 (AR) 在103 ℃烘箱中干燥1 h, 精确称量150 mg葡萄糖加水溶解的标准溶液, 定容至1 000 mL容量瓶中, 该溶液理论COD值为159.849 0 mg/L[4]。
1.2.2 标准实验方法[3]
a) 分析步骤。样品测定按以下步骤进行。
(a) 取100 mL水样于250 mL锥形瓶中 (测平行双样, 若有机物含量高, 可少取水样, 加蒸馏水稀释至100 mL) 。加入1 mL的NaHO溶液混匀, 加10.00 mL的KMnO4溶液, 混匀。
(b) 于电热板上加热至沸腾, 从冒出第一个气泡时开始计时, 准确煮沸10 min。然后迅速冷却到室温。
(c) 用定量加液器加5 mL的H2SO4溶液, 加0.5 g的KI, 混匀, 在暗处放置5 min。在不断振摇或电磁搅拌下, 用已标定的Na2S2O3标准溶液滴定至溶液呈淡黄色, 加入1 mL淀粉溶液, 继续滴至蓝色刚褪去为止, 记下滴定数V1。两平行样滴定读数相差不超过0.10 mL。
(d) 另取100 mL重蒸馏水代替水样, 按步骤 (a) ～ (c) 测定分析空白滴定值V2;
b) 记录与计算。根据滴定管读数 (V1, V2) 按式计算水样的COD值。
COD=c (V2-V1) ×8.0/V×1 000, (1)
式中:COD为水样的COD, mg/L;c为Na2S2O3的浓度, mol/L;V2为分析空白值滴定消耗Na2S2O3溶液的体积, mL;V1为滴定样品时消耗Na2S2O3的体积, mL;V为取水样体积, mL。
2 实验结果与讨论
2.1 KI与H2SO4的加入顺序
采用的试样1:COD为4.8 mg/L, Cl-浓度为3 942 mg/L;试样2:COD为4.8 mg/L, 不含Cl-。
在以上2种试样的条件下, 分别用先加KI和后加KI 2种方法进行实验, 得出的结果见表1。
由表1的数据分析得出, 无论是含Cl-的试样还是不含Cl-的试样, KI与H2SO4的加入顺序对碱性高锰酸盐指数的测定值都有非常明显的影响。后加KI时, 测得的CODMn值更高, 相应的氧化率也更高。初步猜测其导致的原因是先加H2SO4后, 为KMnO4提供了短暂的酸性环境, 使KMnO4的氧化性增强。为了避免先加H2SO4后对CODMn测定值的影响, 在实际测定操作中, 应尽量避免对已加入H2SO4的试样进行振摇并应尽快加入I, 使前后操作节奏尽量保持一致, 即可尽可能地减小此因素对测定结果的扰动影响, 使CODMn测定值稳定可靠。同时, 我们也注意到试样2的测定值均比试样1的测定值要低, 这也证实了Cl-对CODMn测定值是有影响的。
2.2 总加热时间
采用的试样:COD为4.8 mg/L, 不含Cl-。分别用未预热的电热板和已预热的电热板对试样进行加热, 得出的结果见表2。
由表2的数据分析得出, 总加热时间的长短对碱性高锰酸盐指数的测定有一定的影响。具体表现为用未预热的电热板对试样进行处理, 总加热时间约为40 min, 加热处理时间较长, 其CODMn测定值也相对偏大;用已预热的电热板处理试样时, 总加热时间约为20 min, 为用未预热的电热板加热时的1/2左右, 加热处理时间相对较短, 其CODMn测定值也相对偏小。究其原因可能为总加热时间长, KMnO4参与氧化反应的时间也相应延长, 使其氧化还原反应进行的程度更深, 从而导致CODMn测定值偏大;反之亦然。为了使CODMn测定值更加准确且稳定可靠, 应尽量保持总加热时间的前后一致, 比如, 可以统一使用已经预热好的电热板对试样进行加热处理。
2.3 沸腾时间
采用的试样:COD为4.8 mg/L, 不含Cl-。对试样进行加热处理时的沸腾时间分别控制在10 min, (10±1) min, (10±2) min, 得到的结果见表3。
由表3的数据分析得出, 沸腾时间的长短对CODMn测定值有明显的影响。即, 沸腾时间越长, CODMn测定值越大;沸腾时间越短, CODMn测定值越小。导致沸腾时间变化所引起碱性高锰酸盐指数的测定值波动现象的原因是, 沸腾期间是KMnO4发生氧化还原反应的高效时段, 沸腾时间的微小差异, 即会导致氧化还原反应程度的显著不同, 造成CODMn测定值的较大偏差。为避免这一因素带来的不利影响, 在碱性高锰酸盐指数测定过程中, 应把试样的沸腾时间严格控制在10 min。
2.4 Cl-的浓度
采用0.0 mg/L, 1.6 mg/L, 3.2 mg/L, 4.8 mg/L, 6.4 mg/L 5种理论COD含量和0 mg/L, 500 mg/L, 1 200 mg/L, 2 500 mg/L, 3 800 mg/L, 5 200 mg/L, 6 500 mg/L 7种Cl-浓度分别组合的试样, 进行碱性高锰酸盐指数的测定, 得到的结果见表4。
将表4的数据进行回归分析, 得到Cl-对碱性CODMn测定值的影响趋势图 (见图1) 。
由图1看出, Cl-对碱性CODMn的测定也有明显的影响。在本底COD相同的情况下, 碱性CODMn的测定值随Cl-浓度的增加按照线性趋势增大。在本底COD不同的情况下, 碱性CODMn的测定值随Cl-浓度的增加而增大的速度不同。本底COD越大, 碱性CODMn的测定值随Cl-浓度增大的速度越快。通过标准电极电位的对比, 已经排除了Cl-由于被KMnO4氧化所导致的对碱性CODMn测定值的干扰, 所以, 此处出现的Cl-浓度影响碱性CODMn测定值的情况, 原因应该是前述提及的氯度作为盐度对碱性高锰酸盐指数测定的影响。Cl-的存在对KMnO4参与的氧化还原反应起到了盐度催化作用, 加速了该氧化还原反应的反应速度。由于在一定范围内, Cl-浓度越高, 其催化作用越明显, 所以在相同的实验条件下, 提高了KMnO4对本底物的氧化率, 进而出现了碱性高锰酸盐指数测定值随Cl-浓度增高而增大的现象。同时由于本底COD不同, 在氧化率变化相同的条件下, 本底COD越大, 其碱性CODMn测定值的变化也就越大, 相应的碱性CODMn的测定值随着Cl-浓度增大的速度也就越快;反之亦然。为了准确测定含氯废水的碱性高锰酸盐指数, 可参照相近标样的测定值对其碱性CODMn测定值进行适当的修正, 以提高水样测定的准确度。
2.5 冷却速度
采用的试样:COD为4.8 mg/L, Cl-浓度为1 080 mg/L。为了研究冷却速度对碱性高锰酸盐指数测定的影响, 分别采用空气冷却、自来水冷却和冰水冷却3种冷却方法, 对加热完毕后的试样进行冷却处理, 测得的结果见表5。
由表5的数据分析得出, 冷却速渡对碱性高锰酸盐指数测定的值有影响, 且影响程度的大小随冷却时间长短的变化而变化。即, 冷却时间越长, CODMn测定值越大;反之亦然。冷却时间的变化, 从另一角度来看, 也是KMnO4参与氧化还原反应的反应时间长短的变化, 导致氧化还原反应进行的程度不同, 产生了CODMn测定值的差异。为了满足在碱性高锰酸盐指数测定中迅速降至室温的要求, 同时使测定条件容易保持前后一致并易于控制, 由于自来水冷却和冰水冷却区别不大, 故在对加热后的试样进行冷却时, 推荐采用自来水冷却的冷却方法。这种方法容易实现、简单、方便, 且易于满足其前后尽量保持一致的要求, 从而使CODMn测定值稳定、可靠, 具有较高的可比性。
3 对测定方法改进的探讨
在测定含氯废水的碱性高锰酸盐指数时, KI与H2SO4的加入顺序、总加热时间、沸腾时间、Cl-的浓度、冷却速度等都是影响最终CODMn测定值稳定性及准确性的重要因素。
对于KI与H2SO4的加入顺序、总加热时间、沸腾时间、冷却速度这4项影响因素来说, 只要严格按照规范规定的标准实验方法, 进行测定操作, 即可消除其带来的误差, 保证测定结果的准确性和稳定性。
对于Cl-浓度给含氯废水CODMn测定值带来的误差影响, 对不同种类的废水, 其影响程度不同, 带给其CODMn测定值误差的大小也各异。为了消除Cl-对CODMn测定值的影响, 以期达到准确测定含氯废水的碱性高锰酸盐指数的目的, 因此, 必须对消除Cl-浓度干扰的方法进行探讨。
依据表4中的数据进行拟合分析, 得到理论CODMn值与CODMn测定值的关系曲线图 (见图2) 。
通过图2可以看出, 在相同Cl-浓度的条件下理论CODMn值与CODMn测定值成线性关系, y=ax+b, 其中x代表理论CODMn值, y代表CODMn测定值, a为斜率系数, b为截距系数 (表示理论CODMn值为零时CODMn的测定值) 。b值随Cl-浓度的变化而变化, 可由图1中理论CODMn=0 mg/L时得出的拟合曲线公式求出, 即:
b=5×10-6·z+0.014 1, (2)
其中, z为Cl-浓度。由图2所得的拟合分析的结果还可得到对应不同Cl-浓度的斜率系数a (见表6) 。
由表6的数据进行拟合分析, 得到Cl-浓度与斜率系数a的关系曲线图 (见图3) 。
由图3可以看出, Cl-浓度与斜率系数a成二次曲线关系式, 即:
a=-1×10-9·z2+1×10-5·z+0.452 8, (3)
其中, z为Cl-浓度, 斜率系数a可由式计算得出。
至此, 得到Cl-浓度为z的条件下理论CODMn值与CODMn测定值的关系式, 再由图2的拟合分析结果得到Cl-浓度为零的条件下, 理论CODMn值与CODMn测定值的关系式, 从而得到式 (4) 和式 (5) 。
Cl-浓度为z时:
Cl-浓度为零时:
其中, y1为CODMn测定值的原始值, y2为CODMn测定值的修正值) 。
将式 (4) 中的理论CODMn值x解出代入式 (5) , 得到CODMn测定值消除Cl-浓度影响的修正式 (6) 。
为了使测定的碱性高锰酸盐指数更加准确、稳定、可靠且具有较好的重现性, 在碱性高锰酸盐指数测定过程中, 除了应按照标准实验方法的要求严格控制以上各影响因素的实验条件, 使其尽量保持其前后的一致性外, 还应特别注意滴定过程中滴定速度的均匀性及一致性, 并根据废水含Cl-的实际情况对其CODMn测定值进行修正。
参考文献
[1]姚秀琴, 谭卫华.加酸顺序对碱性高锰酸钾法测定的影响[J].吉林建筑工程学院学报, 1994 (4) :27-31.
[2]傅云娜, 徐光环.碱性高锰酸钾法测定海水中COD的影响因素研究[J].海洋通报, 1997, 16 (5) :43-47.
[3]国家质量技术监督局.GB17378.4—2007海洋监测规范第4部分:海水分析[M].北京:中国标准出版社, 2007:101-102.
因素指数 篇10
[关键词]神经病与精神病学期刊 h指数 影响因素
[中图分类号]G236 [文献标识码] A [文章编号] 1009-5853 （2013） 02-0071-03
学术期刊的质量评价是编辑出版界的热点话题，影响因子（IF）是期刊评价公认的指标。近年来随着期刊评价研究工作的深入，IF逐渐暴露出不足：（1）IF不能全面及时反映期刊最新状况；（2）不同学科之间的IF值可能存在很大差别；（3）综述性期刊、交叉性学科期刊的论文较论著性期刊的论文更容易被引用，IF一般很高；（4）期刊中的某些高被引论文、不当的自引、否定引用等也干扰IF。因此探讨更为完善的期刊学术质量评价指标具有重要意义。
2005年蒂博尔·博朗（Tibor Braun）等[1]首次将h指数应用于学术期刊评价，创立了期刊h指数，并且研究发现h指数与IF有较好的相关性，此后越来越多的研究表明h指数是学术期刊质量评价的重要指标之一，甚至更符合本学科同行的判断，比IF更优越[2-3]。国内研究认为h指数可与期刊IF互补用于学术期刊的评价，在核心期刊评选以及学术影响力评价中发挥一定的辅助作用，尤其是对来源文献量少、IF偏高的综述性期刊的排序有修正作用。对大来源文献量和低影响因子的期刊可以做出更客观、更适宜的评价[4-7]。为评价神经医学期刊h指数在学术期刊质量评价中的作用及其影响因素，本研究对2011年版《中国期刊引证报告》（扩刊版）中神经病与精神病学期刊的h指数及其影响因素进行了分析，现报道如下。
1 研究对象
选择2011年版《中国期刊引证报告》（扩刊版）中神经病与精神病学36种期刊，评价指标包括每种期刊的h指数、即年指数（Immediacy index）、总被引频次（Total cites）、影响因子、他引率、来源文献量（Areides）和基金论文比。
2 统计学方法
以SPSS13.0统计软件进行统计学处理，正态分布资料以均数±标准差表示，偏态分布资料以中位数表示，相关性分析采用Spearman相关分析法，h指数影响因素的分析采用多元线性回归分析。
3 结果和分析
3.1 神经病与精神病学期刊h指数与其他指标的基本数据
36种神经病与精神病学期刊h指数的分布范围为3（《中华脑血管病》）到14（《中华神经外科》）之间，均数为7，说明神经病与精神病学期刊总体质量中等；h指数为3的期刊1种，h指数为4的期刊2种，h指数为5的期刊5种，h指数为6的期刊4种，h指数为7的期刊6种，h指数为8的期刊8种，h指数为9的期刊6种，h指数为11的期刊3种，h指数为14的期刊1种。h指数为8的期刊最多，说明单纯h指数用于期刊的质量评价区分度不够，需要结合其他指标进行综合判断。
3.2 h指数与其他文献计量学指标的相关性分析
36种神经病与精神病学期刊h指数与其他指标的相关性分析显示：期刊的h指数与其总被引频次、IF、即年指数、来源文献量之间均存在正相关关系，R值越接近1，相关程度越高，相关程度最高的为总被引频次，其次为即年指数、影响因子和来源文献量。
3.3 h指数与其他文献计量学指标的多元线性回归分析
将h指数作为因变量，可能与h指数相关的指标总被引频次、影响因子、即年指数、他引率、来源文献量、基金论文比作为自变量，采用逐步回归法进行多元线性回归分析，最后只剩一个变量总被引频次可以纳入，得到直线回归方程为Y=0.001X+5.946，具体见表3、表4。
4 讨 论
期刊影响因子、即年指数、被引用频次等数据是目前对学术期刊学术质量评价时，应用比较普遍的、可计量的绩效指标，可以从不同侧面反映期刊的显示度和被引用情况。
4.1 h指数和总被引频次呈正相关关系（R=0.726）
h指数和总被引频次呈正相关关系，而且多元线性回归分析显示其是h指数的独立影响因素。总被引频次是指该刊自创刊以来刊载的所有论文在统计当年被引用的总次数。它可以测度自创刊以来的学术影响力，从历史的角度测度期刊被引用和受重视的程度，反映其在学术界的显示水平以及在科学交流中的地位和作用。一种期刊所登论文被引用的次数越多，影响力就越大，期刊的质量就越高。因此期刊可以通过提高被引频次提高自身的影响力，总被引频次包括自引频次和他引频次，国外学者研究发现，排除自引后h指数会降低，而恩奎斯特（Engqvist）等[8]研究显示自引对科研人员的h指数影响较少，本研究并未区分出自引和他引对h指数的影响，是局限性之一，应对其进行进一步研究。综述型期刊因其所登论文的特殊性，总被引频次较高，但并不能说明其质量较高，因此相对于总被引频次来说，h指数可以对综述型期刊的评价起修正作用。
4.2 h指数和即年指数呈正相关关系（K=0.418）
即年指数为期刊除IF、总被引频次外另一个重要的质效指标，是期刊当年发表论文在统计当年被引频次占当年发表论文总量的比例。该指标反映文章发表当年平均被引用的频率，衡量期刊被引用的迅速程度，即被引速率是反映期刊当年质量水平和学术影响力的一个综合指标。可以衡量期刊对本学科热点问题的关注程度，是否被学术界和读者及时关注。较高的即年指数表明期刊处于学术前沿，及时关注本学科热点问题，被学术界和读者的利用率较高。
nlc202309020758
4.3 h指数和影响因子呈正相关关系（R=0.402）
本研究结果发现期刊的h指数和影响因子呈正相关关系，影响因子越高，h指数越大。影响因子指的是期刊前两年所发表论文的被引用情况，即该期刊前两年刊载的论文在统计当年的被引用次数除以该期刊前两年刊载论文总数；而h指数描述的是一个时段内的论文在期刊发表后的被引用情况，针对的是某个确定的年限，确定方法为将某刊某年刊载的所有论文按总被引频次由高到低排列，当某篇论文的序号大于其被引频次时，用这个序号减去1就是该刊该年的h指数。影响因子、h指数都是单一的文献计量指标，可以在不同条件下用于生物医学期刊学术影响力的评价，如果评估期刊质量与影响在近年的动态变化或其近期在科学发展和文献交流中所起的作用，则宜选用影响因子，若评估期刊某年的整体水平与真实影响时，则宜选用h指数。
4.4 h指数和来源文献量呈正相关关系（R=0.332）
来源文献量指来源期刊在统计当年发表的全部论文数。h指数与来源文献量呈相关关系，但相关系数低于上述指标，并不是来源文献量越大，h指数就越高，文献量反映的是期刊的出版规模，说明h指数反映的是期刊出版的数量和质量，只有文献量、被引频次均较高时期刊的h指数才会升高，因此h指数为期刊评价的质量双效指标。本组期刊的出版周期各不相同，有半月刊、月刊、双月刊或季刊，因此期刊的来源文献量相差较大，说明出版周期的长短也可以影响h指数对期刊质量的评价。
4.5 h指数和他引率、基金论文比无相关关系
平均他引率是指在给定时间内期刊刊载的全部论文平均被他刊引用的几率，是他引频次与来源文献量的比值。本研究结果发现期刊的h指数和他引率无明显相关关系，与国外研究结果[9]不一致，这可能与本研究期刊仅局限于神经医学期刊，并未对所有期刊进行研究，未能反映学科之间的差异所致。另外本研究仅仅选取了2011年的他引率，未能分析出期刊较长时期内的平均他引率和h指数的相关性。
本组期刊中h指数排名前4名的杂志分别为《中华神经外科》、《中国心理卫生》、《中华神经科》、《中国行为医学科学》（现更名为《中华行为医学与脑科学》杂志），这些期刊的来源文献量、被引频次均较高，办刊时间较长，与影响因子排名前4的杂志《中国心理卫生》、《Neuroscience Bulletin》、《中国神经精神疾病》、《中国临床神经外科》）相比，更符合业界对期刊质量的口碑排名。《Neuroscience Bulletin》因其被Medline/Pubmed收录、全英文刊出并与国际知名的斯普林格出版社合作后被SCI收录，其学术质量和国际影响力不断升高，因而获得了很高的影响因子，但因为其出版文献量较少，h指数仅为8。《中国神经精神疾病》杂志、《中国临床神经外科》杂志的影响因子也较高，但与《中华神经外科》杂志和《中华神经科》杂志比较，他们的被引频次较低，因此h指数较低。
综上所述，h指数既与引文指标（总被引用频次、即年指数、影响因子）相关，又与载文指标（来源文献量）相关，是对载文的数量和质量并重的指标，载文的数量和质量均提高才能获得较高的h指数。单纯文献数量和引文的增长均不能使h指数变化过大，h指数可以降低对一些期刊或综述型期刊的过高评价，评价结果更科学合理、客观。总被引用频次是h指数重要的独立影响因素，因此增加期刊的显示度，提高期刊的引用率，缩短期刊的出版时滞，赢得更多、更快的引用，有助于提高神经医学期刊的质量。
注 释
[1]Tibor Braun， Wolfgang Gianzel， Andras Schubert. A Hirseh-type index for journals[J]. The Seientist. 2005， 19（22）： 8-10
[2]Rousseau R. A case study： evolution of JASIS’ Hirseh index[J]. Seience focus（in Chinese）. 2006， l（1）： 16-17
[3]Olden JD. How do ecological journals stack-up？ Ranking of scientific quality according to the h index[J]. Ecoscienee， 2007， 14（3）： 370-376
[4]万锦堑， 花平寰， 宋媛媛， 等. h指数及其用于学术期刊评价[J]. 评价与管理，2006， 4（3）： l-7
[5]姜春林. 期刊h指数与影响因子之间关系的案例研究[J]. 科技进步与对策， 2007 （9）： 78-80
[6]刘红. 科技期刊的h指数与影响因子比较[J]. 中国科技期刊研究， 2006 （6）： 1125-1127
[7]陈红光， 雷二庆. 中国SCI期刊的h指数与影响因子比较[J]. 中国科技期刊研究， 2008 （3）： 402-404
[8]Engqvist L， Fronunen JG. The h-index and self-eitations[J]. Trends in Ecology&Evolution， 2008， 23（5）： 250-252
[9]Zhivotovsky LA， Kmtovsky KV. Self-citation can inflate h-index[J]. Seientometrics， 2008， 77（2）： 373-375
（收稿日期：2013-01-06）
因素指数 篇11
我们知道, 统计指数按其所反映的现象特征不同, 分为数量指标指数和质量指标指数, 前者常见的如商品销售量指数 (Kq) , 后者如物价指数 (Kp) 、产品成本指数 (Kz) 等等, 这两种指数由于指标性质不同, 对同度量因素时期的固定的要求存在差异。下面我们不妨通过一个实例来探讨一下这个问题。某商店三种商品的价格及销售量资料如表1所示:
要求:分别计算其价格和销售量的综合指数。我们知道, 价格指数属于质量指标指数, 而销售量指数属于数量指标指数。下面分别用拉氏定理和派氏定理来比较一下这两种指数的计算结果 (见表2) 。
从表2计算我们可以发现, 用拉氏定理和派氏定理分别计算的价格与销售量综合指数, 其结果是不同的。我们且不去深究拉氏定理和派氏定理之间的关系与奥秘, 我们来分析一下到底哪一种计算方法更有道理。
首先看价格综合指数 (Kp) 。拉氏定理的计算结果表明, 商品价格下降了6.8%, 使商品销售额减少了54元, 换句话说, 由于价格降低, 如果人们在报告期购买跟基期一样多的商品, 可以少花54元。虽然这也反映出价格变动的效果, 但由于拉氏定理把同度量因素销售量 (q) 固定在基期, 它说明的是在过去的生活水准上, 物价下降对人们的经济生活产生了什么影响。必须指出, 分析研究问题的立足点是现实, 即在当前的条件下来研究生产是增还是减, 物价是升还是降, 人民经济生活是好还是坏等等。从这个意义上来考虑, 价格综合指数的计算应按派氏定理进行, 即把同度量因素固定在报告期。沿用表2数字, 价格综合指数 (Kp) 应为93.7%, 即假设销售量不变, 仅由于商品价格下降了6.3%, 使商品销售额减少了58元。这个指数, 是将同度量因素固定在报告期, 它立足于当前, 即立足于报告期实际销售的商品数量这个基点来考虑价格的变化, 这样分析说明有着明显的现实经济意义。人们最关心的是物价的波动给当前经济生活与社会生产带来多大的影响, 所以从这个角度出发来考虑问题, 编制物价综合指数应将同度量因素固定在报告期。
为了强调这种主张的合理性, 我们再以同样是质量指标指数的粮食作物亩产综合指数作类比。粮食作物亩产综合指数以报告期播种面积作同度量因素, 指数的分子是报告期实际亩产和实际播种面积的乘积, 即实际总产量, 分母是基期亩产与报告期播种面积的乘积。它表明:如果亩产停留在基期水平上, 在报告期现有播种面积能收获多少粮食。分子分母相除, 反映了单位面积产量变动的相对程度;分子分母相减, 说明由于单位面积产量提高而使报告期实际多收若干粮食。所以, 将同度量因素固定在报告期, 所编制的质量指标综合指数具有现实经济意义。
再看销售量综合指数 (Kq) 。拉氏定理的计算结果表明, 销售量增长17.1%使商品销售额增加了135元, 换句话说, 按照基期价格计算, 人们在报告期购买的商品比基期多了135元。在本例中, 两个销售额之比是以基期实际销售总额作为比的基础, 它假定价格不变, 仅是销售量在变动, 这正是计算销售量综合指数要达到的目的。按拉氏定理计算的销售量综合指数 (Kq) 准确地反映了多种商品销售量变动的方向和程度, 因而是最为恰当的。如果使用派氏定理计算, 即把同度量因素价格固定在报告期, 尽管也有一定意义, 可是我们要求销售量综合指数 (Kq) 准确反映销售量的变化, 即要求该指数只单纯反映销售量的变化。而派氏指数所用的同度量因素是报告期价格, 价格从基期到报告期已经发生变化, 根据这种已经发生变化的价格因素所计算的销售量综合指数并不能准确地单纯反映销售量的变化, 而是包含了价格由基期到报告期的变化。因此分析销售量综合指数, 应将同度量因素固定在基期。
商品销售额等于商品销售量和商品价格的乘积。编制综合指数不应违反这种客观存在的联系, 要求商品销售量综合指数乘上价格综合指数, 等于商品销售总额指数。如果商品价格综合指数以报告期的销售量作为同度量因素, 那么商品销售量综合指数只能用基期的价格为同度量因素, 否则这三个指数之间的联系和关系便不能体现出来。从这个意义上说, 编制商品销售量综合指数也应把同度量因素固定在基期。
综上所述, 编制销售量综合指数, 应按拉氏定理计算, 即把同度量因素价格固定在基期, 编制价格综合指数, 应按派氏定理计算, 即把同度量因素销售量固定在报告期。推广开来, 编制数量指标综合指数应将同度量因素固定在基期, 编制质量指标综合指数应将同度量因素固定在报告期。
参考文献