因素指数分析法

因素指数分析法（精选12篇）

因素指数分析法 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

因素指数分析法 篇2

一、教师的待遇------即工资、福利、保险。政府要想使教师感受到较高的幸福指数，政府就应该使教师的工作水平、福利、保险真正不低于当地公务员的水平。这一方面政府是关键。

二、学校的物质生活环境-----包括硬件设施设备，环境布置以及其是否整洁、亮丽、舒适。这一方面政府仍然是关键。

三、人际关系-------亦即教师所处的学校，人与人之间应该有着和谐的人际关系。这一方面，需要我们的校长发挥更大的作用，我们的政府也应发挥积极的作用。

四、社会的期待-------以往的教育承担了过多的社会期待，教师承受了过多的社会的压力，不是万能的教育要想满足社会家长所有的期待显然不可能完成。由此当然会产生对于教育和对于教师的很多的不满。在这一方面，学校和教师应当努力降低一些家长对于教育对于教师的期待。让他们对教师的希望降到一个合理的区间。努力转变家长把成才放在第一位而忽视学生成人的倾向。教师的首要责任是要使学生成人。在构建和谐社会的今天，孩子的成人教育现在比以往任何时候都显得重要。

五、专业自主权--------这表面上是与校长有关，好像校长不管那么多，教师就有了专业自主权；与教育主管部门有关，好像主管部门不管那么多，校长就有了办学自主权。但最主要的是和整个社会对中小学教育功能的定位和评价有关。只要优质教育资源的不均衡现象，高考的地区差异现象存在，教师的专业自主权就永远不可充分的享有。

六、专业素养---------这是我们作为一个教师和一个教育工作者自身应着力提高的一个方面，只有我们不断地学习，我们的专业素养才能不断的提高，只有不断的学习，我们才能游刃有余的完成教学任务，只在不断的学习，我们才能以自己的学识赢得学生的尊重和爱戴。

七、职业安全感--------除了极个别的教师以外，我们的教师队伍现在总体上是优秀的。给教师一个相对安全和稳定的职业环境对于教育的发展和教师的成长都是十分有利的。

八、社会声望和评价体系------当我们的教师除了能送走几个学生上了好的高一级学校之外，还能显示出自己独特的价值和魅力，相信社会就会说，这些教师除了教学，原来还有这么多的本事。那时我们的教师可能就会产生极大的满足。我们如果与社会比金钱财富，肯定越比越自卑，但我们如果培养自己一些健康的生活方式，积极的生活情趣，相信也会令社会上的许多人羡慕不已。而如果自己只能永远迎合社会的庸俗低级趣味，不但令别人看不起，同时自身也找不到自己的优越的合理定位。

九、家长的口碑-------俗话说，金碑银碑不如老百姓的口碑。尊重家长，教育家长虽然不是我们直接的工作，但是如果我们取得了家长的理解和支持，我们的教育工作就会变得轻松许多。当然做好这一工作也需要我们付出更多的心血和汗水。

十、学校制度------现代新型的学校管理制度的建设需要更多的体现以人为本的理念。体现公平、公正、公开。这一方面，我们的校长应该和教师一道做更多的工作。

当然影响我们教师生活的幸福指数也可以概括为生活收入水平、个人健康状况、家庭生活和谐程度、社会人际关系、业余精神文化生活等五大指标。其中我们的个人健康状况、和谐的家庭生活、丰富的业余精神文化生活也是我们必不可少的。不过这些方面更多的是需要我们教师作为一个社会人应该做到的。

谁来提高我们教师的幸福指数？靠政府、靠社会、靠自己。我们的教师也要能够接受现实，悦纳自我，心存感激，追求卓越。与社会适当的融合，相信我们教师生活的幸福指数一定会有更多的增长。影响教师生活的幸福指数的因素

究竟哪些因素会影响到我们教师生活的幸福指数呢？我想至少有这样17个因素。如果我们能够清醒地理解、认识这些因素对我们生活的影响，我们就找到了改进学校工作、提高教师生活的幸福指数的一些着力点和“抓手”。

1.待遇。待遇不仅仅是薪水，待遇是个多元的概念，包括四险一金等等。待遇非常重要的是薪水，但又不仅仅是薪水。正如我们经常讲的，培训是最大的福利。努力提高教师的待遇，不仅仅是学校的职责，更是我们政府的责任。

2.学校中的人际关系。学校中是不是充满了公平与正义，人与人之间的关系是不是融洽、和谐。但是真正能够影响我们喜怒哀乐的人都在我们的身边，这些人中很重要的就是我们的同事。对于我们的感受来说，小环境比大环境更重要。学校中的人际关系好不好，领导起着关键性的作用，每一个教师也都可以为营造良好的人际关系氛围贡献力量。

3.教师的劳动强度。简单地说就是教师的工作量。现在老师们，特别是小学教师的工作量都偏大，所以我们的确有一个解放教师的问题。随着社会的进步，我们怎样缩小班级规模，减少课时量，进而减轻教师的劳动强度，这应该是我们努力的一个方向。当然，这首先也是政府的责任。

4.教师的专业自主权。什么叫做教师的专业的自主权呢？就是教师这个职业作为一门专业，它的从业人员所拥有的权利。那么我们作为一个职业的专业的人员，有专业权利。教师的专业权利包括教什么和怎么教，还包括参与教育探索和发表教育研究成果，参与学校的制度建设，对学生的奖励与惩罚，对学生学业成绩的评定等等这样的一些权利。认识到教师的这些应该享有的专业权利是很有价值的。我们教师怎样更好地去维护自己的权利，怎样做到更好尊重教师的专业自主权，对于促进教师的专业发展和提高教师生活的幸福指数都有重要意义。

5.教师的专业素养。专业素养就包括专业精神，专业知识和专业技能。教师的专业素养会影响到教师作为生活者的幸福感，我想那就是因为同样的工作任务如果你专业素养比较高，你就更能够感受到那种举重若轻，游刃有余，胜任愉快，就能够很好地享受工作过程的乐趣。更重要的是，如果你专业素养比较高，你就能更多的得到领导的赏识，同行的尊重，学生的爱戴和家长的信任。在你所归属的团队中就能够享有更加良好的个人声望，更好地满足你自尊的需要。

6．学校的物质生活环境。环境，包括校内环境和周边环境。学校是不是整洁、干净、亮丽、宁静、舒适，对于生活于其中的每一个人来说都很重要。如果走进一个学校乱糟糟的，非常喧闹，我们老师一定会感觉不好。让学校成为一个温暖的家，学校物质环境也是重要的一个方面。保持学校的整洁和干净，我们学校中的每一个人都有责任。

7.学校的硬件建设。包括教学仪器设备，健身器材等等，是不是用起来顺心顺手，富有效率和效益。8．教师职业的稳定感和安全感。教师这个职业，是不是稳定的，是不是享有职业安全的，对于教师的心理安全有重要影响。过去在一些地方，普遍盛行的末尾淘汰制，其实是一个非常粗暴的和简单的做法。这样不能够很好地带给教师职业的安全感。因为你单纯地按照这种线性的排队，那总会有人排在最后。比较合理的做法应该是为我们的教师确立起一个职业的基本标准，即职业基准。只要一个老师达到了职业的基本要求，他就应该享有职业安全。当然，过于稳定也容易导致有些教师不思进取，得过且过。所以，应该建立起一个好的机制，把握好一个合理的度。

9.教师职业的社会声望。教师职业的社会声望是有不同层级的。一个职业的从业人员的资质怎么样，会影响到这个职业的从业人员的社会声望。所以我们要不断地提高我们中小学教师的入职条件，比如说提高学历层次。尽管学历不等于能力，但是从统计学上，更高的学历对于个人来讲，更有可能发展他更强的能力。每一个教师，都有责任来自觉地维护我们教师良好的社会形象。如果我们的学生感觉教师是一个不正直、不光明、学问与品行有问题的人，那我们对学生的要求、对学生的教育影响就会大打折扣，事半功倍。

10.生源质素。学生的素质会影响到教师教学、教育过程中的感受，包括学生有没有良好知识经验的背景，有没有良好的文明礼貌习惯，有没有良好的学习习惯等等。学生的素质是由什么决定的呢？在很大程度上是由家长的素质决定的。影响学生学业成绩有三个因素，其中第一个因素就是家长的文化素质，第二个因素才是教师的素质，第三个因素是学校的课程设置和硬件设施。为什么家长素质会那么重要呢？因为我们今天的孩子在成长中受两个经验系统的影响，一个是家长所带给他的日常生活经验系统，一个就是学校教育带给他的这种精英文化的经验系统。家长的素质会影响到他对什么问题感兴趣，怎么去思考问题，用什么样的语言表达，待人待事是一种什么样的态度。无疑文化素质比较高的家长，他所表现出来的一切会与学校所倡导的、所带给儿童的非常的相近，从而使得这两个经验系统――日常生活经验系统和学校教育带给他的经验系统，相互促进、相得益彰，从而能够使得孩子获得比较好的发展。

11.对教师的评价。这涉及两个问题：第一是评价的指标体系是不是科学；另一个就是评价的过程是不是民主，也就是评价的过程教师是不是能够参与。有个比喻说得好：评价机制好比是杠杆撬动物体时的支点。这个支点的位置，直接决定杠杆撬动的难易程度。一套好的评价机制，往往能起到“四两拔千斤”的作用。对教师每一个学期都应该有一个评价，这个评价由谁来做，由学校的中层领导，比如说教研组组长，年级组组长。为什么要由他们来做呢？因为这个评价应该建立在对教师日常表现非常具体、清晰了解的基础上。

这个评价过程中首先应该有一个非常正式的面谈，这个面谈应该大概是一小时左右，首先应该给教师一个对自我工作状况的一个总结、回顾、反思、评价的这样一个机会，然后这个评价者基于你的平时对教师的了解，和我们对这个教师的岗位职责的要求，来对他做一个带有鼓励性质的、中肯的评价。如果一个老师几年下来他的评价都是很棒的话，那我们可以考虑，两年或者更长的时间，对这个教师评价一次，不必每学期。我们倡导的发展性评价，就是为了更好地激励教师成长的评价。

12.学校制度。学校制度是不是比较人性化，是不是充满了温暖的、关爱的，会影响到每一个教师对于学校生活的感受。让教师参与学校的制度建设，会让教师更多的体验到作为学校的主人翁这样的一个感觉，会使得教师更好地明了，更好地理解学校制度存在的必要性，从而有助于增强他们遵守学校制度的自觉性，有助于增强学校的亲和力与凝聚力。

13.学校的声誉。如果一个教师所在的学校社会的认可度、美誉度比较高，他就会有更多的职业自豪感，对于所归属的团队更高的认同。反之，则可能羞于承认自己是该校的教师，对学校进行公平合理的评价，自觉地维护学校良好的声誉，改造薄弱学校，促进教育公平，对于提高那些薄弱学校的教师的生活的幸福指数非常必要。

14.社会期望。对于教育，过高和过低的社会期望都不利于教师生活幸福指数的提高。过高，会使得教师面临比较大的心理压力；过低，又会使得教师感受不到职业的社会价值。

15.教材质量。教材编得好不好，无疑会影响教师在备课和教学过程中的感受。比如，是否有合理的逻辑线索，难易程度是否合理，选文或例题以及习题设计是否精当等等。

16．课程资源可开发和可利用的程度。如果课程资源非常丰富，可利用的程度很高，那我们的的教师就更能感受到左右逢源、如鱼得水；相反，就会有力不从心、捉襟见肘、巧妇难为无米之炊的感觉。一所学校课程资源的丰富程度受许多因素影响，学校也应高度重视课程资源的建设。

17.教师的健康。健康对于我们每一个人都很重要，为什么我把它放在最后一点呢，那就是因为教师的健康受更多因素的影响，比如说受遗传因素的影响，但学校也可以在改进教师的健康状况方面作出努力。

这17个因素，对于不同的教师来说，在价值排序上可能会有所不同，也就是说，这些因素对不同的教师的影响程度会不同，这取决于每个教师的价值观、生存境况、生命境界。但可以肯定这17个因素对所有教师的生活的幸福指数或多或少会产生影响，影响到一个教师对于职业的安全感、认同感、成就感以及最终的幸福感。这里讨论的17个因素，主要是学校教育情境中影响教师生命质量的因素。

因素指数分析法 篇3

关键词：股价指数 影响因素 计量分析 多元回归

一、引言

自从1990 年上海交易所成立以来，股票市场就作为资本市场的核心迅猛发展，以强劲的势头飞速追赶发达国家。迄今为止，中国的股票市场在筹资融资、优化产业结构、提高社会资源的配置效率以及促进宏观经济的发展等方面发挥了不可替代的作用。

我国股票市场20多年的发展道路充满了曲折坎坷，但也取得了许多辉煌的成就。随着我国经济的快速增长，证券市场取得了巨大的发展，已经成为整个世界中不可或缺的资本市场之一。宏观市场与证券市场的关系非常密切，因此股票市场也渐渐成为了宏观经济的“晴雨表”。但是，相对于成熟的股票市场，我国股市在发展过程中也暴露出了一系列问题。如：政策管束严格、股价不稳定、波动大等。这些问题往往会使政府难以有效把握股市脉搏，也使投资者无所适从。而这就需要我们对股价波动的影响因素进行深入探讨，分析影响股价波动的主要原因，以便于国家进行有效的調整与改革，也能使投资者据此分析股价走势，减少操作的盲目性，使投资更加准确与理性。

股价指数是衡量股票市场总体价格水平及其变动趋势的尺度，也是反映一个国家或地区经济发展状态的灵敏信号。因此研究股票价格指数与宏观经济之间的关系，从而分析股价与经济增长变化的规律，无论对于政府监管、上市公司还是机构、个人投资者都具有重要意义。

二、文献回顾

国内不少学者探讨过股票价格指数与宏观经济基本面之间的关系。李惠男，和付晓梅（2001）认为股价指数的波动与经济增长的总体趋势同步，与货币政策之间也有着内在关联性。周海燕（2005）则从实证的角度论证了经济增长、货币供应量、利率、商品价格指数和财政政策等宏观经济因素与股价的波动存在的关系。而张培源（2013）认为宏观经济周期是对股票市场运行的具有重要影响的风险因子，同时，股市的运行也对宏观经济的运行具有能动反作用。但在中短期也并不能排除股市周期与经济周期背离的可能性。

在诸多文献中，大部分只是在理论层面阐述股价指数的影响因素，近年来才开始对股价指数的实证分析。本文采用先理论分析后实证研究的方法，使分析更全面和完善。在分析中，本文将结合文献提出过的影响因素，并新加入居民消费价格指数、固定资产投资额等因素，量化分析影响股价指数的宏观因素。

三、理论分析

通过阅读文献及综合分析，本文认为影响股价指数的宏观因素主要包括经济发展水平、居民的消费水平、货币政策以及国家的投资规模。

经济发展水平采用国内生产总值（GDP）进行衡量。GDP增长，意味着总体经济不断成长，上市公司的利润上升，股息和红利也随之增长，企业经营状况得到改善，投资风险减小，这将会为投资者传递积极的信号，从而推动股价指数上扬。因此我们认为，国内生产总值（GDP）应与股价指数呈正相关关系。

居民消费水平采用居民消费价格指数（CPI）进行衡量。居民消费价格指数的变动率在一定程度上反映了通货膨胀和紧缩的程度。CPI如果涨幅迅速，意味着货币在贬值，央行就会采取加息的政策来抑制这种波动，这使得居民的消费成本增大，居民的投资水平相应降低。因此我们认为，居民消费水平（CPI）应与股价指数呈负相关关系。

货币政策采用货币供应量（M1）与无风险利率进行衡量。货币供应量（M1）增加，流通中的现金增加，企业筹资所需的成本降低，预期收益增加，使得股指上扬。因此我们认为，货币供应量（M1）与股价指数呈正相关关系。

无风险利率降低，企业的利息支出减少，盈利增加。站在投资者的角度看，利率的降低使货币的持有成本减小，居民将更多的资金用于投资，促使股价上涨。因此我们认为，无风险利率与股价指数呈负相关关系。

国家投资规模采用固定资产投资额进行衡量。一般认为，投资增速加快会拉动整体经济快速增长，能提振股市。但如果投资增长过快，会给整体经济带来结构性问题，导致经济发展质量不高、效益不好、且不可持续。这样则会给股市未来行情埋下隐患。因此我们认为，固定资产投资额与股价指数的关系通过理论分析还不能确定。

四、数据来源及模型的建立

（一）变量定义及数据来源

由于数据限制，本文以1999—2014年作为样本区间，使用年度数据（取各月数据的平均值），选取上证综指作为被解释变量（Y），解释变量有：国内生产总值（X1），居民消费价格指数（X2），货币流通量（X3），人民币对美元汇率（X4），固定资产投资额（X5）。变量数据均来自中经网统计数据库。

（二）模型的建立

本文采用最小二乘法（OLS）进行多元线性回归分析，采用的分析软件为EViews7.2。应用回归方法将上述五个指标与上证综指联系起来，建立多元线性回归模型：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnX4+β5lnX5+μi

（三）模型结果

将数据导入EViews软件进行OLS回归得到回归结果如表1。

五、实证分析

（一）多重共线性检验

采用解释变量间的相关系数矩阵方法对模型进行多重共线性检验，见表2。一般认为，两个变量间的相关系数大于0.8时存在多重共线性。

由矩阵可看出，X3与X1、X5间的相关系数非常大，说明变量间存在多重共线性问题。相关系数大表示X3提供的信息可由X1或X5解释，对模型中可由其他解释变量解释的变量进行剔除，通过比较，将模型中的X3剔除，多重共线性得到解决。

（二）异方差检验

采用怀特（White）检验对回归模型进行异方差检验。由检验结果并查表知，因此认为该回归模型不存在异方差性。

（三）自相关检验

采用Breusch-Godfrey检验（LM检验）对回归模型进行自相关检验。LM=3.8978，p值为0.8058，因此认为该模型不存在自相关性。

（四） 最终模型

将变量X3剔除后进行OLS分析得到最终回归结果，见表3。

六、分析与总结

（一） 模型结果分析

在0.05的显著性水平下，进行相关系数的显著性检验，结果显示，在样本区间内，国内生产总值（GDP）对上证指数的影响是显著的，呈正相关，验证了之前的理论分析，同时也符合经济规律。GDP上升，代表整个国民经济发展势头良好，各企业经营状况好，股利分红增加，人们预期经济形势上涨，股指上扬。

无风险利率对上证综合指数的影响也是显著的，呈负相关。从模型可以看出，无风险利率每下降一个百分点，上证综合指数将减小0.53个百分点。利率的波动间接反映了经济的波动，也会影响企业的利息支付，继而影响企业的经营状况，故对股指有显著性的影响。验证了提出的假设，也符合经济意义。

在第三部分的理論分析中，我们没有能够确定固定资产投资额对上证综指的影响。但最终的模型显示，固定资产投资额对上证综指的影响是显著的，且呈负相关。固定资产投资额每增加1亿元，股价指数减少3.2。这说明我国的投资可能存在增长过快，导致经济发展不稳定、质量不高和不可持续等问题，对股指产生了抑制作用。

对于居民消费价格指数这一指标，在0.1的显著性水平下显著，但在0.05的显著性水平下就不再显著了，且系数为正，与假设恰好相反。这说明居民消费价格指数对上证综指存在一定的影响，但居民的投资信心并没有因物价的上涨而受到抑制。

（二）总结

综上所述，国内生产总值、居民消费价格指数、无风险利率和固定资产投资额对上证综合指数存在一定程度的影响，同时由于货币供应量（M1）的影响可由国内生产总值替代，也可认为其对上证综指有显著性影响。这些指标都是衡量我国宏观经济的重要指标，因此宏观经济因素对股市的影响是投资者不可忽略的重要部分。

宏观经济变量影响股票价格指数，股票价格指数反映宏观经济的发展水平，二者相辅相成。股票市场的发展促进了宏观经济的发展。但有时股票市场的走势也可能会与实体经济的发展相背离，所以中国股票市场还需完善和发展，才能在宏观经济中发挥更大的作用。

本文的理论分析以及模型的建立仍存在一定的局限性，理论基础过于简单，中国的股市情况还在很大程度上受政府政策的影响，不能完全由宏观经济的基本面解释，因此拟合程度未达到预期。但另一方面还是找出了显著影响股价指数的因素，对股市的观测及投资决策具有一定的参考价值。

参考文献：

[1]李惠男，付晓梅.对股价指数变动因素的几点思考[J].学术交流，2001（1）

[2]周海燕.我国股价指数波动及其宏观影响因素分析[D].重庆：重庆大学，2005

[3]张培源.中国股票市场与宏观经济相关性研究[D].北京：中共中央党校.2013

[4]张鹏.宏观经济因素对股票价格指数影响的实证分析——于计量经济学方法分析[J].投资与创业，2012（11）

[5]余硕源.股票市场的发展现状及未来[D].广东：北京师范大学珠海分校，2012

[6]范倩如.有关影响我国股票价格指数的因素的计量分析[DB/OL].2014/03/07

[7]林薇.影响股价指数的国内宏观因素分析[J].内蒙古科技与经济，2007（7）

[8]张风兰.沪深300指数主要影响因素分析[D].浙江：浙江大学，2008

[9]胥茜娅.国内宏观因素对股价指数影响的实证分析[J].经济研究导刊，2014（27）

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.

因素指数分析法 篇5

Statistic analyses on wild plants and common cultivated plants in Shenzhen City, and native and alien plants in the urban area of the city were conducted based on literature study in combination with field survey. The results showed that the plant species index is 0.789, and the native plant index is 0.701.Meanwhile, the characteristics of flora and the use of alien plants in Shenzhen were discussed.

作 者：雷江丽 谢良生 庄雪影 郑明轩 Lei Jiangli Xie Liangsheng Zhuang Xueying Zheng Mingxuan  作者单位：雷江丽,谢良生,Lei Jiangli,Xie Liangsheng(深圳市园林科学研究所,深圳,518003)

庄雪影,郑明轩,Zhuang Xueying,Zheng Mingxuan(华南农业大学林学院,广州,510642)

因素指数分析法 篇6

关键词：粳型两系杂交水稻；籼粳成分；程氏指数；产量；杂种优势

中图分类号： S511.2+20.1文献标志码： A文章编号：1002-1302（2014）01-0061-03

收稿日期：2013-04-24

基金项目：国家自然科学基金（编号：31201158）；沈阳农业大学青年教师科研基金（编号：20101010）。

作者简介：于亚辉（1981—），男，辽宁丹东人，博士研究生，助理研究员，主要从事水稻遗传育种研究。Tel：（0427）2836019；E-mail：yyh666@sina.com。

通信作者：徐正进（1958—），男，辽宁营口人，博士，教授，从事水稻产量生理和遗传基础研究。Tel：（024）88487183；E-mail：xuzhengjin@126.com。自1908年Shull首次提出“杂种优势”以来，杂种优势在提高作物产量上被广泛利用[1]。水稻作为自花授粉作物，杂种优势的利用主要体现在杂交稻的生产上。在杂交稻的研究中广泛认为：籼粳交>籼籼交>粳粳交，所以北方两系杂交粳稻为了获得更好的杂种优势及其他目标性状，亲本或多或少引入了籼稻血缘。随着籼稻血缘的进入，在生长前期表现高秆、大穗、大粒等杂种优势，但是拥有籼血缘的杂交粳稻耐寒性一般较差，随着后期低温的影响，普遍出现结实率降低、早衰、倒伏等现象，进而影响产量[2]。因此，想要提高北方两系杂交粳稻杂种优势，籼血缘的引入在所难免。如何调节搭配亲本及杂种的籼粳成分，使北方粳型两系杂交水稻获得高产高效成为了现阶段研究的根本点。本研究以北方粳型两系杂交水稻亲本及组合为试材，利用程氏指数法衡量亲本及杂种的籼粳成分，研究亲本及杂种籼粳成分对产量极其构成因素的影响，进而为提高北方粳型两系杂交水稻产量提供依据。

1材料与方法

1.1试验材料

以北方粳型两系杂交水稻骨干亲本7个光温敏核不育系G47S、G64S、G81S、G136S、G157S、G213S、G252S以及对应的7个恢复系H112、H135、H237、H985、H843、H377、C418及其配制的49个杂交组合为材料。以上不育系及部分恢复系源于辽宁省盐碱地利用研究所，C418来源于辽宁省稻作研究所。

1.2程氏指数测定

对粳型两系杂交水稻亲本及杂种的稃毛、抽穗时壳色、1～2穗节长、叶毛、酚反应、粒长宽比等6 项指标进行分析，计算程氏指数[3]，10 次重复。

1.3田间试验及性状调查

亲本及杂交组合共63份材料，每小区8 m2，株行距 30.0 cm×13.4 cm，按大田正常管理。在成熟期每份材料取5株，测定单株产量、穗数、每穗粒数、千粒重和结实率。小区全部收获测产，计算杂种优势。杂种优势（heterosis，H）的计算方法如下：

H=（F1-P）/P×100

式中：F1为杂种性状值，P为父母本性状平均值。所有数据应用Excel和DPS进行统计。

2结果与分析

2.1杂交亲本及杂种籼粳成分表现

程氏指数分4级，0～8为籼（H）、9～13为偏籼（H′）、14～17为偏粳（K′）、18～24为粳（K）。由表1可以看出，北方粳型杂交水稻亲本籼粳成分程氏指数为16.92，总体上偏粳。母本光温敏核不育系程氏指数分布为13.5～19，平均值为15.76，其中G213S的程氏指数为13.5偏籼；不育系的程氏指数变异系数相对较小，不育系籼粳成分主要集中体现为偏粳和粳型。父本恢复系的程氏指数分布为 13～22，平均值为18.07，其中C418的程氏指数为13，偏籼，其他都是偏粳和粳型。杂种的程氏指数分布为9～22，平均值为16.37，杂种籼粳成分主要偏粳，但变异系数较大，存在一定数量的偏籼组合，组合间籼粳成分差异比较明显。亲本程氏指数之差绝对值为3.28，表明父母本籼粳成分距离有一定的差异，其变异

表1杂交亲本及杂种籼粳成分

来源1程氏指数范围1平均值1标准差1变异系数

（%）亲本 113～22116.9212.1112.24父本113～22118.0712.73115.11母本113.5～19115.7611.4819.37杂种 19～22116.3713.24119.77亲本程氏指数之差绝对值 10～813.2812.1163.92

系数较大，可见各组合亲本籼粳距离差异幅度比较明显。

2.2亲本及杂种籼粳成分相关性分析

由北方粳型兩系杂交水稻亲本与杂种程氏指数相关分析可以看出，亲本的籼粳成分与杂种籼粳成分具有一定程度的正相关（图1），但母本与杂种的相关系数未达到显著水平，而父本与杂种的相关系数达极显著水平。北方粳型两系杂交水稻杂种的籼粳成分偏父性较强，分析得出父本决定杂种的籼粳成分的贡献率较高，母本相对较弱。亲本程氏指数之差绝对值与杂种的程氏指数的相关系数为r=0.174，呈正相关，但未达到显著水平，可见北方粳型两系杂交水稻亲本的籼粳距离对杂种的籼粳成分影响可能不明显。

nlc202309041820

2.3亲本的籼粳成分与杂种的产量及其构成因素的关系

由表2可以看出父本的程氏指数与产量杂种优势和结实率呈负相关，但相关系数未达到显著水平；与产量、穗数、每穗粒数和千粒重呈正相关，但也都未达到显著水平。母本的程氏指数与产量和穗数呈负相关，但未达到显著水平；与产量杂种优势呈显著负相关，与每穗粒数呈极显著负相关；与结实率和千粒重呈显著正相关。杂种的程氏指数与产量、产量杂种优势和结实率呈负相关，但未达到显著水平；与穗数、每穗粒数和千粒重呈正相关，但也未达到显著水平。父母本程氏指数之差的绝对值与产量和穗数呈显著正相关，与产量杂种优势呈极显著正相关；与每穗粒数未达到显著水平；与结实率和千粒重呈负相关，但未达到显著水平。

表2亲本的籼粳成分与杂种的产量及其构成因素的关系

来源1相关系数产量1产量杂种优势1穗数1每穗粒数 1结实率 1千粒重父本 10.061-0.02510.12110.0591-0.06710.009母本 1-0.1941-0.3261-0.1961-0.45210.28110.327杂种 1-0.1481-0.10210.00910.0281-0.24310.015父母本之差绝对值10.26910.35810.29210.2281-0.1061-0.145注：r0.05=0.273，r0.01=0.354。

2.4亲本的籼粳成分与杂种产量的回归关系

产量和产量杂种优势是北方粳型两系杂交水稻主要的目标性状，所以，在相关分析的基础上，将父母本的籼粳成分及其差值与产量和产量杂种优势进行逐步回归分析。由表3可以看出，父母本的程氏指数与产量呈线性关系，且父母本之间存在互作效应。父母本的程氏指数与产量杂种优势呈二次曲线关系，父母本间也存在互作效应。父本值之差绝对值与产量和产量杂种优势都呈二次曲线关系。研究表明，在理论上亲本范围之内当父母本的程氏指数为16和14，产量和杂种优势具有最大值。

3讨论

1928年，日本学者加藤以杂交亲和力为主要依据，并以血清学和形态特征作辅助手段，将亚洲栽培稻分成籼（indica）和粳（japonica）2个亚种[3]，以后学者在更广泛的基础上进行了研究，使之分类体系更加科学，分类方法更加简单可靠。程侃生的形态指数法（程氏指数法）在籼粳分类上得到众多学者的广泛认可[3]，都认为其能较圆满的解决籼粳分类问题。现阶段，由于基因组学的飞速发展，利用分子标记来研究亲本血缘关系及判定籼粳分类成为可能。陈跃进认为程氏指数法与SSR分子标记法的分类结果基本一致[4]。而张培江等研究认为程氏指数法与SSR分子标记对籼粳分类结果不完全一致[5]。笔者认为，程氏指数法主要利用形态特征，受环境影响较大，但其操作简单，重演率高；分子标记虽然直接反应DNA的差异，但由于利用的引物和数量的差异，其准确性也会受到影响，在籼粳成分检测上具有一定的偏差，所以利用哪种方法进行籼粳分类因材料和试验目的而决定。

关于亲本的籼粳成分与杂种优势的研究报道较多，但由于试验材料和方法的差异，所得结果也不一致。邹小云等认为杂交籼稻亲本形态性状遗传差异与杂种优势的关系并不密切[6-7]；马洪文等则认为粳稻亲本的遗传差异与杂种优势呈显著正相关[8]；而李荣等认为双亲遗传差异与杂种产量和杂种优势呈抛物线关系[9]。Zhang等研究亲本程氏指数差异与杂种优势的关系，认为随着遗传差异的增大杂种优势增强[10]。Zhang等提出亲本分子标记遗传差异与杂种表现和杂种优势的相关性随研究材料的不同而变化[10]；罗小金等也有类似的结论，并认为相关性在不同遗传差异范围间有很大差别[11]。Xiao等认为，亲本分子标记遗传差异与杂种优势和杂种表现的相关性在亚种内显著，亚种间不显著[12]。李任华等提出RFLP标记杂合度与杂种表现相关不显著，与杂种优势相关显著[13]。张培江等认为随着RAPD 标记遗传差异增大，获得较强杂种优势的机会增多[5]。而蔡健等都得出亲本SSR 标记或RAPD标记遗传差异与杂种优势相关不显著的结论[14-19]，史延丽等都认为杂交粳稻的亲本遗传差异与杂种优势表现相关性，而杂交籼稻则无此相关性[19-20]。

研究表明，为提高杂种产量和其他目标性状，北方粳型两系杂交稻被迫引入籼稻血缘，其抗寒性差、早衰、结实率低、米质差等缺点也随之而来。為规避其缺点，在保留目标性状的前提下，进行多次回交。经过多年的选育和驯化，亲本及杂种还具有一定的籼稻血缘，母本不育系为提高其制种产量等特性其籼稻血缘相对父本较多些，理论上这也导致杂种的籼稻血缘相应增加，但在父母本籼粳成分对杂种的影响上分析得出，杂种的籼粳成分更偏向于父本。亲本的程氏指数与产量和产量杂种优势分析中只有母本光温敏核不育系程氏指数与产量杂种优势具有显著的负相关，说明母本的籼稻血缘的增加在一定程度上有助于提高产量杂种优势。母本程氏指数与杂种结实率和千粒重呈显著正相关，说明母本粳稻血缘越多，其杂种结实率和千粒重就越高，这与普遍学者研究比较一致。父母本程氏指数之差与产量、产量杂种优势及穗数呈显著正相关，表明在一定籼粳血缘内，父母本差异越大，其杂种的产量和产量杂种优势越高。通过回归方程得出了父母籼粳成分的最佳值，虽然本试验所采用的组合在数量和规模上还需要扩大，但总体上看还是具有一定的参考价值，是否存在必然的联系还需要进一步研究和探讨。

参考文献：

[1]袁隆平.两系法杂交水稻研究的进展[J]. 中国农业科学，1990，23（3）：1-6.

[2]包灵丰，林刚，赵德明，等. 运用程氏指数法对恢复系宜恢3551籼粳属性的鉴别[J]. 杂交水稻，2003，18（3）：53-54，58.

[3]王象坤，程侃声，陈一舞，等. 亚洲栽培稻起源、演化中的两个重要稻种类型的研究[J]. 遗传学报，1987，14（4）：262-270.

nlc202309041820

[4]陈跃进，张桂权，卢永根. 利用微卫星分子标记法研究水稻亲缘关系[J]. 湖南农业大学学报：自然科学版，2007，33（3）：258-261.

[5]张培江，才宏伟，袁平荣，等. RFLP 标记水稻遗传距离及其与杂种优势的关系[J]. 杂交水稻，2001，16（5）：50-53.

[6]邹小云，傅军如，彭小松. 三系杂交水稻亲本遗传差异及其与杂种优势的关系研究[J]. 江西农业大学学报，2007，29（5）：707-711.

[7]何道根，屈为栋. 杂交早稻亲本遗传差异及其与杂种优势的关系[J]. 杂交水稻，2000，15（5）：34-36.

[8]马洪文，殷延勃，王兴盛，等. 粳稻数量性狀的遗传距离及其在杂种优势利用上的应用[J]. 宁夏农学院学报，1998，19（3）：45-49.

[9]李荣改，孟祥祯，王玉珍. 水稻遗传距离与杂种优势、杂种产量的关系[J]. 河北农业大学学报，1993，16（1）：13-19.

[10]Zhang R J，Ming S，Xu C W，et al. Heterosis and combining ability of hybrid rice and its relation to japonica-indica index of parents [J]. Rice Genet Newsl，1997，14：34-36.

[11]罗小金，贺浩华，彭小松，等. 利用SSR标记分析水稻亲本间遗传距离与杂种优势的关系[J]. 植物遗传资源学报，2006，7（2）：209-214.

[12]Xiao J，Li L，Yuan L，et al. Genet ic diversity and it s relationship to hybrid performance and heterosis in rice as revealed by PCR-based markers[J]. Theor Appl Genet，1996，92（6）：637-643.

[13]李任华，徐才国，何予卿. 水稻亲本遗传分化程度与籼粳杂种优势的关系[J]. 作物学报，1998，24（5）：564-576.

[14]蔡健，兰伟. AFLP 标记与水稻杂种产量及其产量杂种优势的预测[J]. 中国农学通报，2005，21（4）：39-43.

[15]朱作峰，孙传清，姜廷波. 水稻品种SSR、RFLP 及其与杂种优势的关系比较研究[J]. 遗传学报，2001，28（8）：738-745.

[16]赵庆勇，朱镇，张亚东，等. SSR 遗传距离与粳稻杂种优势的相关性分析[J]. 中国水稻科学，2009，23（2）：141-147.

[17]金正勋，姜文洙，晋重玄，等. 籼稻RAPD 标记遗传距离与杂种后代稻米味度及RVA 谱特性的相关分析[J]. 中国水稻科学，2005，19（1）：29-35.

[18]张涛，韩磊，徐建第，等. 杂交香稻亲本遗传距离与产量杂种优势的相关性研究[J]. 中国农业科学，2006，39（4）：831-835.

[19]史延丽，王坚，李自超. 粳稻分子标记遗传分化与杂种优势的关系的研究[J]. 西北农业学报，2008，17（5）：166-170.

[20]张礼霞，王林友，张利华. 用Rim2 超级家族指纹鉴别杂交水稻及预测杂种优势[J]. 作物学报，2007，33（1）：77-83.陈宏涛，李晓蕾，马艳，等. 保护性耕作节水栽培新技术体系下钾对水稻产量与品质的影响[J]. 江苏农业科学，2014，42（1）：64-66.

因素指数分析法 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].

因素指数分析法 篇8

随着医疗体制改革的深化,医院要在竞争激烈的市场经济下得以生存和发展,就必须要有科学的管理和正确的决策,合理利用医疗资源,充分发挥自身实力,努力寻找经济增长点和创收渠道,以使医院的社会效益和经济效益能健康稳步持续的发展。本文运用综合指数法分析影响精神科业务收入各种因素的变动方向和影响程度,以期为医院领导的科学管理和决策提供参考依据。

1 资料和方法

1.1 资料

资料来源于某院精神科2008年、2009年的医院工作报表和财务报表,资料来源真实、准确、可靠。

1.2 方法

运用综合指数法分析各因素变动的影响程度和影响值。

1.2.1 确定指数体系并进行因素分解

精神科业务收入主要由门诊业务收入和住院业务收入两部分组成。门诊业务收入可分解为:诊疗人次数、人均医疗费用两因素;住院业务收入可分解为:出院人数、出院者平均住院日、出院者人均日费用三因素。

1.2.2 选择同度量因素和同度量因素所属时期

以2008年为基期,2009年为报告期对精神科业务收入进行综合指数因素分析。根据统计学编制综合指数的一般原则,在计算质量指标指数时使用报告期的数量指标作为同度量因素;在计算数量指标指数时,使用基期的质量指标作为同度量因素。

1.2.3 各因素分解表达式:

2 结果

2.1 精神科门诊与住院业务收入情况,见表1。

2.2 精神科业务收入综合指数因素分析结果,见表2。

2.3 门诊业务收入与诊疗人次、人均费用之间的关系:

128.53%=103.17%×124.63%。

100.75=11.06+89.69(万元)。

从以上等式可知2009年门诊业务收入比2008年增加100.75万元,增长28.53%。其中:因诊疗人次增加使业务收入增加11.06万元,增长3.17%;因人均费用增加使业务收入增加89.69万元,增长24.63%。

2.4 住院业务收入与出院人数、出院者平均住院日、出院者人均日费用之间关系:

124.74%=108.93%×104.32%×109.77%。

327.24=118.13+62.27+146.84(万元)。

从以上等式可知2009年住院业务收入比2008年增加327.24万元,增长24.75%。其中:因出院人数增加使业务收入增加118.13万元,增长8.93%;因出院者平均住院日延长使业务收入增加62.27万元,增长4.32%;因出院者人均日费用增加而使业务收入增加146.84万元,增长9.77%。

3 讨论

医院业务收入是一定时期内医院全体职工劳动的成果,也是医院进行经营发展和全体职工福利分配的主要资金来源。它既是一个反映劳动成果的指标,也是一个反映医院管理水平高低的指标。因此,如何正确评价和剖析医院业务收入及其变动,已成为医院统计分析的重点内容之一。国内综合医院对此已有所报道[1~5]。

3.1 从以上因素分析结果可知:不管是门诊业务收入还是住院业务收入,其单位平均费用的增加是精神科业务收入增加的主要因素,这是否表示医院“多收费”呢?翻开医院的财务报表可以发现,2009年精神科门诊和住院的药品收入均较2008年有所下降,而劳务性收入(如诊察费、治疗费)却有较大幅度的增长,特别是门诊部分。药品收入下降的原因与医院深化医药卫生体制改革,深入推进药品阳光采购,阳光用药工作的落实,加强处方管理等措施有关。而劳务性收入增长幅度较大有几方面原因:一是近二年社会市场物品价格水平不断上涨导致医疗成本增加;二是新技术项目(如无抽搐电休克)的开展应用加重了医疗成本;三是2008年新的物价标准下发,部分医疗项目收费有所上调,医院在2008年末开始执行新的收费标准,如首诊精神病患者必须完成全套精神状态检查、身体检查及相关的辅助诊断检查,这样首诊的患者必须交“首诊精神病检查费”62.6元。以上这些都导致了单位平均费用的增加。

3.2 门诊诊疗人次增加虽使业务收入有所增加,但仅增长3.17%,远低于门诊人均费用增长幅度,这与精神病患者这一特殊群体有关。精神病是一种慢性病,其治愈率低,复发率高,好多患者因病致贫,因贫返病[6],家庭经济极度困难,度日维艰,更谈不上看病了。目前我市除部分医保患者可申请特殊门诊治疗报销部分医疗费用外,其余门诊就医费用都得患者自负。因此,好多经济困难的患者根本无法到医院就医,医院虽有定期派医务人员下乡义诊义医,但属杯水车薪,远远不足以解决患者看病难的问题,这只有依靠国家和政府部门出台相关政策,将精神病纳入公共卫生体系,才能使这部分患者病有所医。而医院也应发挥资源优势,尽自己的一份力,多深入基层、农村为特困患者义医义诊,同时加大宣传力度,使患者和家属认识到及时就医和持续治疗的重要性;同时应加强内部建设,合理控制医疗成本,搞好专科特色,不断开拓新技术、新项目,尽量以低廉优质的服务吸引更多患者就诊。

3.3 出院人数增加是住院收入增加的另一重要因素,这与以下几方面原因有关:(1)医院作为粤东地区老牌的精神病专科医院,充分发挥其良好的信誉和技术优势、资源优势,与我市残联合作,每月定期派员深入社区义医义诊,同时接受免费或减费患者住院治疗,拓宽了服务半径;(2)随着居民医保的实行、农村合作医疗的深入开展,由于住院费用得以大部分报销,减轻了参保患者经济负担,因而住院量也有所增加;(3)新技术项目(如无抽搐电休克)的推广应用,使部分难治性精神病得以控制、好转也吸引了一部分患者就医。

3.4 出院者平均住院日的延长也是业务收入增加的原因之一,延长原因可能与医保的开展和推广以及我市为救助特困患者而启动的二个基金有关。精神病患者在精神症状消失后尚需一定时间的巩固治疗,一般疗程三个月,但患者大都因经济问题,只要病情有所好转就要求出院回家治疗,而随着患者加入医保,住院医疗费得以大部分的报销以及我市二个救助基金(为特困患者提供免费为期三个月的住院治疗)的启用,部分患者得以足疗程的治疗,从而使住院日延长。

综上所述,精神科业务收入的增长是良性的,合理的,但作为非营利性的医疗机构,还是应时刻为患者着想,本着救死扶伤、一切“以病人为中心”的精神,努力提高医疗技术质量和医院整体工作效率,合理控制医疗成本,以相对低廉的价格为患者提供更优质的服务,使医院的社会效益和经济效益能健康稳步持续的提高。

摘要：目的 了解精神科业务收入的影响因素,为医院管理和决策提供依据。方法 运用综合指数法对精神科2008年和2009年的业务收入进行因素分析。结果 精神科门诊业务收入主要受人均费用的影响;住院业务收入主要受人均床日费用和出院人数的影响,出院者平均住院日对住院业务收入也有一定程度的影响。结论 精神科业务量特别是门诊量有进一步拓展的空间,医院应以提高医疗技术水平、加强专科特色来吸引更多患者就诊,同时控制好单位平均费用的合理增长,使医院的社会效益和经济效益能稳步持续的发展。

关键词：综合指数,因素分析,精神科,业务收入

参考文献

[1]向辉。医院住院业务收入变化的多因素分析[J]。数理医药学杂志,2009,22(1):63-64。

[2]斯贵强。试用指数体系对医院业务收入因素分析[J]。中国病案,2008,9(12):18-20。

[3]孙强强。用综合指数分析我院业务收入影响因素[J]。中国医院统计,2007,14(2):112-113。

[4]徐晓丽。影响医院业务收入的动态因素分析[J]。中国卫生统计,2006,23(6):531-533。

[5]王姣云,马绍敏。我院业务收入影响因素统计分析[J]。中国医院统计,2004,11(1):60-61。

因素指数分析法 篇9

关键词：聚丙烯熔融指数,氢气,原料,催化剂

1 熔融指数基本概述

熔融指数, 即MI, 又被称之为熔体流动速率, 指聚合物熔体在一定的温度及负荷之下, 熔体在十分钟内通过标准口模的重量。其温度一般是230 摄氏度, 负荷为2160 克, 标准口模为2.095 毫米。熔融指数越大, 聚合物熔体的流动性就会越好, 平均的分子量就会越低。

测试的主要操作过程如下:首先将待测的高分子原料, 即塑料, 放置小槽内, 槽末连接直径为2.095 毫米、长为8 毫米的细管。然后待加热至230 度后, 向下挤压, 计算原料在十分钟内所挤出的重量, 即为塑料的流动指数。

2 聚丙烯基本概述

聚丙烯, 即PP, 是较典型的热塑性聚合物, 以甲基排列位置为依据, 可将其分为三种:等规聚丙烯、无规聚丙烯、间规聚丙烯。其性质主要包含物理性能、力学性能、热性能、化学稳定性、电性能以及耐候性。聚丙烯的主要特点包括以下几方面:

优点: (1) 相对密度较小, 仅在0.89 至0.91 之间, 属于最轻的塑料品种之一。 (2) 力学性能较好, 耐冲击性强, 具有良好的成型加工性能。 (3) 使用温度可高达110 摄氏度至120 摄氏度, 具有较好的耐热性。 (4) 具有较好的电绝缘性, 同时不易与化学药品发生反应, 且不吸水。 (5) 较好的透明度, 质地纯净, 且无毒、无害。

缺点: (1) 耐寒性较差, 易受光、热、氧的作用影响。 (2) 不易上色, 且着火点低。 (3) 韧性较差。

3 聚丙烯熔融指数影响因素研究

3.1 聚丙烯熔融指数大小的影响因素

3.1.1 探究氢气对聚丙烯熔融指数的影响

在Ziegler-Natta的作用下, 丙烯产生聚合现象, 导致聚丙烯的活性中心出现链终止和链转移。理想的链终止实现链转移的基础上, 催化剂活性未受到破坏, 并且原催化体系的聚合特点未发生变化。常见的链终止存在两种情况:一是链终止在链终止剂的作用下发生。其中水、硫、砷等能引起催化剂失活的相关物质, 均会导致链终止发生。二是 β-H的转移, 在发生链转移的过程中, 活性中心以烷基铝、烯烃方向发生单体转移, 并且在这一过程中需注意加入适当的氢气作为链转移剂, 达到控制分子量的目的。

3.1.2 聚丙烯熔融指数受加氢方式的影响

加氢方式主要包含平行加氢和分布加氢两种。

平行加氢:氢气能够均匀分散于聚合釜中, 且扩散效果较好, 使反应釜中的分子量十分接近, 分布率较窄。同时平行加氢法难以准确把握加氢量。

分布加氢:易操作, 过程简单, 仅需经适量的氢气加入反应釜中即可。但通过浆液夹带的方式进行后两个反应釜的加氢气, 易影响加氢量以及氢的扩散效果。

实践结果分析得知, 平行加氢与分布加氢在熔融指数的产品方面并没有差异, 主要区别在于分子量的分布宽窄问题。

3.1.3 聚丙烯熔融指数受氢扩散程度的影响

在本过程中, 利用搅拌和气体的循环实现氢的扩散和加氢反应。搅拌速度较快, 氢的扩散效果越好。然而, 在实际的情况下, 一般在工艺允许范围内, 通过气体的循环, 实现氢分散程度的提高。在进釜时, 循环气体通过鼓泡的形式, 不断从釜底向上运动, 从而增加氢气与液相丙烯的接触面, 增加扩散的均匀性, 促进链转移反应, 增加撤热效果, 有益于高熔融指数的聚丙烯产品的生产, 减少熔融指数的波动频率, 达到提高熔融指数的目的。

3.2 探究原料对聚丙烯熔融指数的影响

在这一过程中, 本装置以丙烯为聚合单体, 将氢气视为链转移剂, 加入适量的Ziegler-Natta作为催化剂, 帮助聚合反应的实现。原料丙烯的基本成分包括:丙烯纯度、氧、一氧化碳、砷、总硫、烷烃、水、二氧化碳等, 其中一氧化碳、硫、砷、氧、水、不饱和的烯烃以及氢气中的水和氧, 均有可能致使催化剂活性中心受到侵害而失活。特别是高效催化剂包含的TiCl4, 虽然占有率较低, 但对反应介质中的微量杂质存在严重影响, 易导致其中毒。如果催化剂因严重中毒导致失活, 将致使聚合产物难以达到规定的熔融指数。另外, 丙烯中存在一定的惰性气体, 虽说其对不会影响催化剂的活性, 但如果含量超出一定的范围, 将占据大量的反应空间, 降低釜中的氢分压, 导致熔融指数难以控制。

由此可见, 纯化氢气与精制丙烯, 有助于熔融指数保持稳定状态。

3.3 探究催化剂对聚丙烯熔融指数的影响

从表1 分析, 在相同的加氢量情况下, 不同的催化剂, 致使产品存在不同的熔融指数, 严格来说, 由于催化剂配制的方式以及催化剂内组分的不同使得氢调敏感性存在差异。因此在生产过程中如果需要更换催化剂, 必须进行加氢量的调整, 使其熔融指数保持在稳定值范围内。

生产产品熔融指数较低时, 第一反应的釜产品熔融指数与加氢量之间的差距并不大, 然而, 生产产品熔融指数较高时, 第一反应的釜产品熔融指数与加氢量存在较大差异。因此在生产产品时, 应依据产品的具体情况选用不同的加氢量, 合理采用催化剂。

4 结束语

文章在简单介绍熔融指数与聚丙烯的基础上, 进行聚丙烯熔融指数影响因素的探究, 借助相关实验, 进行数据分析, 得出相关结论。有前面的实验研究可得知:聚合反应过程中, 氢气量的大小与催化剂的种类, 对聚丙烯熔融指数的影响最大。同时加氢量的增加会引起聚丙烯熔融指数的增大, 抗氧剂质量与抗氧剂、粉料的有效混合也会影响聚丙烯熔融指数的变化, 原料以及催化剂均会引起熔融指数的变化等相关结论。

参考文献

[1]左婧文.聚丙烯熔融指数影响因素的探讨[J].兰州石化职业技术学院学报, 2013, 4:24-27.

[2]佘贤万.影响聚丙烯产品熔融指数的因素探讨[A].石油机械编辑部.

因素指数分析法 篇10

关键词：河南省,普惠金融,影响因素

1引言

“普惠金融”是英文“inclusive financial system”的中文翻译,是联合国在2005年世界小额信贷年中正式提出来的,表示一个能够为社会所有群体(包括偏远地区贫困农民、城市低收入人群以及小微企业)提供全面的、高效率的金融产品与服务的金融体系,其目的在于让那些被传统金融排斥的用户,能够使用到储蓄、信贷、转账支付等基本金融服务。一般认为,普惠金融的理念与宗旨与小额信贷一样,都是将过去被排斥在金融体系之外的穷人和低收入人群纳入自己的服务对象范围,使其可以享受到平等的金融服务,以改善他们的生活,但两者又存在一定的差别,即小额信贷实质上是对普惠金融理念的践行,而普惠金融是对小额信贷在扶贫理论认识方面更深层次的发展。但无论如何,普惠金融都是对金融系统“嫌贫爱富”这一传统的挑战,体现着一种公平的理念,让大多数人享受平等的金融服务并从中获益,将有助于缩小贫富差距,实现共同富裕的目标。

河南省是中部地区的农业大省和人口大省,担负着国家粮食生产的重任,传统农业的改造升级和新农村的发展建设对资金有着迫切巨大的需求,这需要一个层面多样、覆盖全面、持续性强的普惠金融体系作为支撑。但是,由于地理位置、经济水平以及政策扶持力度的不同,河南省各地市的金融发展水平仍具有较大差异,金融资源分配不均衡,中小企业、农村地区居民获取资金仍然困难,距离普惠金融还有一定的差距,因此,对河南省普惠金融发展问题进行研究,找出影响普惠金融发展水平高低的因素,并制定出相应的政策建议,将有助于推动河南省普惠金融整体水平的进步。

2河南省普惠金融指数测度

2.1指标的确立

在总结国内外专家学者关于普惠金融指标确立的成果上,根据数据的可得性以及考虑到河南省仍以银行业金融机构提供的存贷款服务为主,本文共确立六个具体指标,包括万平方公里银行网点数、万平方公里银行从业人员数、万人拥有的银行网点数、万人拥有的银行从业人员数、金融机构存款余额占GDP比重以及贷款余额占GDP比重。该六个指标均与普惠金融指数为正相关,并依顺序标为第1d-d6号指标。

2.2方法的选取

2.3结果分析

本文数据主要来源于2005~2014年各年的《河南省统计年鉴》、《河南省金融运行报告》、中国银监会网站以及相关金融机构的官方网站,按上述方法,在计算出各指标变异系数和权重的基础上,测算出河南省2005~2014年各指标的具体值以及普惠金融指数(见表1)。

从整体上来看(见图1),2005~2014年河南省的普惠金融指数发展趋势呈现“对勾型”。在2007年普惠金融指数达到最低值,为0.075,此后,普惠金融指数逐年上升,其中2012年增长幅度最大,达到60%,而到了2014年,又出现较小的回落。

从各项指标来看,万平方公里银行机构网点数(d1)和万人拥有的银行网点数(d3)指标波动并不大,两者最低值都出现在2010年,之后有所回升,但整体程度较低,2014年较2005年相比数值呈下降趋势。万平方公里银行从业人员数(d2)和万人拥有的银行从业人员数(d4)指标在2009年之后快速上升,2014年相比2005年数值有所提升,且一直处于相对较高的水平。银行业机构数平稳波动与银行从业人员数量显著上升的事实,说明河南省银行业的金融改革取得一定成效,银行不再追求开办新的机构,而是扩大从业人员规模,开始追求质的提升。在银行服务的使用方面,在2007年之前,贷款使用情况(d6)指标是要高于存款使用情况(d5)指标的,但在2007年之后,d5指标逐渐超过d6指标,并且两者差距越来越大,即存款余额占GDP的比重越来越大。这说明受08年全球金融危机影响,越来越多的人开始把钱存入银行,再加上多数中小企业由于生产效益不好破产,生产投资减少,导致贷款数额缩减。总体来说,2005~2014年河南省普惠金融的发展虽中间经历曲折,但整体趋势较好,各个层面都有了一定的进步。

3河南省普惠金融的影响因素分析

3.1河南省普惠金融的影响因素

由于研究的区域、侧重点的不同,导致国内外专家学者对于普惠金融的影响因素的认识存在一些差异,从普惠金融的概念和理论分析,普惠金融程度主要受到金融和社会经济两方面的影响,鉴于数据的可得性,本文将影响普惠金融水平的因素分为社会因素和金融因素两类。在社会因素方面,选取城乡收入差异(GAP),教育水平(EDU),公路里程数(ROAD)以及互联网普及率(NET)作为相应解释变量,在金融因素方面,则选取金融相关程度(FIR)作为解释变量。各变量解释如下:(1)城乡收入差异(GAP):城乡居民收入差异过大,会加剧城乡金融资源的分配不均,农村地区居民和企业被金融机构排斥,不利于普惠金融发展,这里用城镇居民的人均可支配收入与农村居民人均纯收入的比值表示。(2)教育水平(EDU):一般认为教育程度高的人群更容易接受金融服务,也更受金融机构的青睐,这里用中学以上在校生人数占总人数的比重表示教育水平。(3)公路里程数(ROAD):交通的通畅影响获取金融服务的便利,这里用公路里程数来表示交通接触便利程度。(4)互联网普及率(NET):互联网技术大大降低了金融服务的成本和地域限制,为金融服务的普及提供了技术支持,这里用互联网使用人数占总人数的比重表示。(5)金融相关比率(FIR):金融相关率表示地区金融资产总量与经济总量的比值,代表着地区的经济货币化水平,这里用银行业金融资产/GDP表示。

选取2005~2014年各变量相关数据进行OLS回归分析,自变量数据来源于《河南省统计年鉴》,因变量IFI数据为前文计算所得。建立回归模型如下:

其中,iβ为各自变量的系数,ε为误差项。

3.2结果分析

运用EVIES6.0软件对模型进行回归,得到结果如下(见表2)。

结果显示,调整后的R2=0.987,DW=1.98,说明回归方程拟合度较高且误差项无自相关。具体来看,在5%的显著性水平下,互联网普及率的系数为正,且影响显著,这表明互联网普及率的提高可以有效促进普惠金融的发展。金融相关率的系数为正,且影响显著,表明金融相关程度对普惠金融的发展密切正相关,金融相关率越高,金融在经济发展中的作用越明显,越能够促进整体普惠金融的进步。城乡收入差距与普惠金融指数呈负相关,且影响显著,表明城乡收入差距的加大会严重阻碍普惠金融的发展。教育水平和公路里程数的系数的实证结果不显著,即两者与普惠金融发展水平不相关。

4结论与建议

本文运用普惠金融指数的方法对2005~2014年河南省的普惠金融水平进行测度,然后对相关影响因素进行了定量分析,可以看出,河南省的普惠金融指数在2007年之后得到了显著的提升,但距离完全的普惠金融仍有一定的距离,其中互联网普及率,金融相关率与普惠金融水平呈显著正相关,城乡收入差距则与普惠金融水平呈负相关。结合河南省目前的普惠金融发展现状,本文提出以下建议:

第一,加大政策扶持力度,引导金融资源流向弱势地区和弱势产业。综合运用再贷款、再贴现等货币政策工具,结合实施差别化的存贷款利率政策,为那些“支农支小”的普惠金融机构提供一定的资金支持,提高机构的资金实力,保证其发展的可持续性,以加大对当地“三农”、中小企业等薄弱环节的信贷投入,为更多的贫困群体提供金融服务

第二,完善金融基础设施建设,创造良好的普惠金融环境。普惠金融的发展需要一个良好的外部金融环境,一方面,加快省内统一征信系统的建设,特别帮助那些低收入群体建立信用档案,同时,金融监管部门与金融机构,金融机构与金融机构之间要建立信息共享平台,设立信用状况黑名单,减少信贷风险的发生。另一方面,完善农村抵押担保体系,可建立一套农村资产价值评估机制,对农民所拥有的资产进行确权和价值评估,并由当地政府创立农村产权交易平台,通过发布各类产权交易价格信息,盘活农村抵押品交易市场,从而帮助农民能够通过抵押的方式获得贷款服务。

第三,鼓励金融创新,充分发挥互联网在普惠金融发展中的推动作用。大数据时代,移动支付、P2P网络借贷、众筹等新型互联网金融模式层出不穷,与传统金融相比具有低成本、高效率、广覆盖等优势,同时其公平共享的理念与普惠金融不谋而和,逐渐成为普惠金融发展的重要平台。所以,政府应加大省内光纤宽带网络的基础设施建设,努力提高互联网普及率,为互联网普惠金融发展提供条件基础,并且在积极鼓励省内互联网金融企业开展普惠业务创新的同时也要对可能存在的金融风险做好防范。

参考文献

[1]夏园园.普惠金融视角下小额信贷机制发展研究[J].湖北社会科学,2010(9):88-91.

[2]戴宏伟,随志宽.中国普惠金融体系的构建与最新进展[J].理论学刊,2014(5):48-53.

因素指数分析法 篇11

【关键词】酸性法；高锰酸盐指数；影响因素

前言

高锰酸盐指数（CODMn）是对地表水、水源水、生活污水等进行监测的重要标准，主要表现出来的是水体受污染状况。对于水中CODMn监测主要采取的是用酸性高锰酸钾滴定观察氧化还原反应，但是在实验过程中的反应机理和氧化程度都偏复杂，导致整个项目的准确性难以测出。在对水体污染程度进行检测时，用高锰酸钾不能将容易挥发的有机物氧化，所以使用高猛酸盐指数对水体污染进行检测并不能完全反映出污染程度，它只是检测中的一个相对条件指标，并且在具体的实验中容易受到很多方面因素的影响。在进行CODMn测定的时候，需严格控制操作流程，使结果更加具有准确性和可比性。

一、高锰酸钾标准溶液对测定结果的影响

高锰酸钾标准溶液浓度对空白值和样品值的影响非常大，在对标准样品进行测定实验和误差分析后可以得出，高锰酸钾溶液浓度应不低于0.0098mol/L，不高于0.0100mol/L，理想状态下以0.0100mol/L为宜，空白值的保证范围应控制在0.40到0.50，样品值的测定相对误差越低越好，能够较好地确保高锰酸盐指数测定的准确性。高锰酸钾溶液浓度实验状态下以略小于0.0100mol/L最好，若高锰酸钾标准溶液浓度过高，实验过程中，进行空白滴定，加入10ml草酸钠溶液后不能够将剩余的高锰酸根完全还原，从而使得溶液中的紫红色不能完全消退，需添加其他过程来进行处理，若在空白和样品试验中高锰酸钾损耗体积低会导致样品测定值也偏低。如果高锰酸钾标准溶液浓度过低，进行滴定的用量就会变多，导致样品温度迅速下降，反应速度变慢，样品最终测定值就会过高[1]。

二、实验用水对测定结果的影响

高锰酸盐指数测定通常在实验室采用的都是不含有有机物蒸馏水的用水，但是各地区的蒸馏水批号、保存时间、制备方法都各有不同，在试验的过程中也会直接影响到空白值结果。由于影响空白值因素的大小经常产生变化，为了确保实验结果的正确性，需要充分了解这些因素对样品测定的综合影响，因此每次进行样品分析的同时，还应做空白实验。空白实验即是指除了用水代替样品之外，其他操作步骤和所加试剂应均与样品测定完全相同。质控考核时，用标准分析方法的结果计算公式不能完全扣除空白值，因为该公式所消除的空白影响不包括质控样稀释时所用的实验用水对测定结果所产生的正干扰影响。在保证试剂纯度、操作过程和环境均不受玷污的情况下，用三种不同质量的纯水分别对样品进行稀释测定和未稀释测定，研究实验用水对高锰酸盐指数测定结果的影响。实验结果如表1所示。

从上表中可以得知，空白值大小对于稀释测定的水样结果影响并不大，减去空白值基本上可以消除实验用水的质量影响；但是空白值大小对于未经稀释的水样结果会产生一定的影响，空白值越大，实验用水对高锰酸盐指数测定结果的影响也就越大。

三、加热温度对测定结果的影响

高锰酸钾对草酸钠进行氧化主要是一个吸热反应的过程，如果是在常温下进行，两者化学反应的速度会非常慢，当温度逐渐升高，反应的速度就会越来越快。有试验表明，两者反应的温度每增加10℃，反应速度能够增加为原来的3倍左右。

在具体试验中需注意，对多个样品进行测试时，需要将每个样品的加热时间隔开，因为多个样品同时在沸腾水浴中会导致整个水温快速下降，甚至出现局部沸腾的状况，这时候测出的结果准确性会受到直接影响。将样品进行加热时间分隔，能够不仅有效避免水浴锅内出现局部沸腾的现象，还能够保证样品始终是处于沸腾水浴的状态中，对于计算样品沸水浴时间也有较大的帮助。

四、加热时间对测定结果的影响

化学反应主要是在一定条件下进行的，主要包括反应温度、反应速度、反应时间等等。对高锰酸盐指数进行氧化测定可以运用酸性高锰酸钾来完成，但是在试验中测得的规定时间内高锰酸钾对水样氧化的还原性物质总量并不是水样中所有的被氧化还原物质总量。物质反应的时间会对测定结果产生最直接的影响。加热时间过长会使高锰酸钾消耗量增加，也会影响高锰酸盐指数，使测定结果偏高；加热时间太短，高锰酸钾消耗量减少，使高锰酸盐指数测定结果偏低。许多研究者通过试验，认为水浴加热的时间不应超过35分钟，时间过长会使测定结果增加6%左右，另外，水样加热时间如果超过3分钟，那么检测结果回收率与原来最大回收率相比会增加4%左右。所以需要对加热时间进行严格控制，使测定结果保持在最佳范围以内。

五、滴定条件对测定结果的影响

（一）滴定温度

当用高锰酸钾对剩余草酸钠进行滴定时，滴定温度以75（±15）℃为宜，当温度在80℃前后时，反应最快。若温度超过90℃，草酸钠就容易分解，溶液会变成茶色。要避免这种情况出现可以在从沸水浴中取出后放置一段时间，然后再加入草酸钠。若温度低于60℃，高锰酸钾与草酸钠之间的反应就会非常缓慢从而影响到整个氧化反应过程。假设实验室室温为25℃，将样品从水中取出，2分钟后，样品温度为85℃左右，这时进行滴定最佳。

（二）滴定时间

控制滴定时间对测定结果来说非常重要，因为对高锰酸盐指数进行测定温度是在75（±15）℃的情况下进行的，而且有相关分析操作规定，要求滴定成滴不成线。在滴定的过程中要预防滴定时间太长使整体溶液温度降低幅度大而影响测定结果。通过长期试验结果可以得出将滴定时间控制在2分钟到7分钟最佳，时间是从加热结束开始计算。

结束语

在对高锰酸盐指数进行测定时，需要重视水样的加热时间、水浴温度、高锰酸钾标准溶液浓度、滴定条件等，这些条件都会对高锰酸盐指数测定结果产生较大的影响。为提高高锰酸盐指数测定结果，在试验的过程中需严格控制各个影响因素；使用的空白实验水必须符合标准；同时，要对已知的高锰酸盐指数的标准样品进行平行测定，有利于控制反应过程中系統反应条件的情况，减少结果误差，有效提高高锰酸盐指数测定的准确性和可靠性。

参考文献

因素指数分析法 篇12

1材料与方法

本研究所用的石嘴山市日空气质量指数数据来源于中华人民共和国环境保护部网站重点城市空气质量日报数据(http://datacenter.mep.gov.cn/),选取2014年1月~2016年2月,共计790天的数据。地面气象要素数据来源与中国气象科学数据共享服务网提供的石嘴山市地面气候资料日值数据,包括日平均气温、日平均风速、日降水量、日最大风速等。

2结果与分析

2.1 AQI值随时间变化特征

图1给出了石嘴山市空气污染质量指数月平均变化情况,从图中可以看出,月平均值变化波动较大,从1月开始AQI值开始下降,到8,9月达到最低,为66.13。之后,月平均值开始上升,到次年1月达到最大,为137。在3月~5月,AQI指数又有所短暂的上升。从图2中,我们可以明显的看出,春季和冬季的AQI平均值要明显大于夏季和秋季。造成这种现象的主要原因是11月~次年4月为供暖季节,排放的废气会使AQI指数增加,早晨和夜晚容易生成逆温层,污染粒子不容易向上扩散,反而积聚在底层;同时,春季是沙尘暴和扬沙天气多发的季节,从而使得测点大气中颗粒物粒子增多,导致AQI指数增大。从每月的空气污染等级个数也可以看出来,2014年重污染和严重污染都集中在1~5月,达到13次。而2015年主要集中在12~5月,达到12次。而严重污染基本都集中在3、4、5月。

随着5月份供暖结束和汛期来临,AQI指数值逐渐减小,9月降到最小。7、8、9月正值主汛期,降水较多,雨水会清除大气中的污染粒子,另外,石嘴山地区夏季太阳辐射强、温度较高,大气对流活动比较旺盛,逆温层的生成、存在时间短,从而改善了空气质量,使得AQI指数在夏季降到最小。

2.2首要污染物随时间变化特征

由于石嘴山市首要污染物主要为PM10、PM2.5以及SO2,NO2,在这首要污染物中,又以PM10和PM2.5为主,分别为343天和95天,其次为SO2为76天。PM10、PM2.5统称为颗粒物,主要来自污染源的直接排放,汽车尾气的排放以及被风扬起的尘土等。另一些则是由环境空气中硫氧化物、氮氧化物、挥发性有机化合物及其它化合物互相作用形成的细小颗粒物。SO2也是空气污染物的主要成分之一,它主要是由于煤、石油的不完全燃烧造成。从数据分析中我们可以看出,PM10和PM2.5在每个月都有出现,而SO2主要分布在1月、2月、3月、11月和12月,而这几个月正好是石嘴山市供暖期,由于取暖使用的煤炭不完全燃烧生成了SO2。

3 AQI指数与气象条件的关系

气象条件是制约污染物在大气中稀释、扩散、迁移和转化的重要因素。与大气污染有关的气象要素很多,主要包括风、降水、温度、湿度等。污染物在水平方向上的扩散主要靠风,风越大,水平方向空气污染物扩散能力越强,污染物浓度越小,空气质量越好。在垂直方向上,影响污染物扩散的是由温度随高度的分布决定,也即是大气静力稳定度。当大气为不稳定状态时,在热力对流的条件下,底层污染物被带到高层,地面污染物浓度降低,空气质量提高.当大气为稳定状态时,高空温度高于地面温度,热力对流减弱,上下层空气交换减弱,空气污染物向上扩散能力减少,污染物堆积在底层,空气质量降低。

通过对空气污染质量指数与气象条件的关系统计分析,结果表明空气质量指数与各气象要素有一定的制约关系,石嘴山市月空气质量指数与月平均气温在0.01水平上呈负相关,相关系数为-0.548。石嘴山市月空气质量指数与月降水日数在0.01水平上呈负相关,相关系数为-0.657。石嘴山市月空气质量指数与降水总量在0.01水平上呈负相关,相关系数为-0.584。石嘴山市月空气质量指数与月平均风速呈正相关,相关系数为0.271。

通过对石嘴山市空气质量指数与气象条件的关系进行全面的分析,结果表明空气质量指数与空气污染气象条件有较为密切的关系,每个气象要素对空气质量有一定的制约关系,这种关系不是单一的影响,应为气象因子与气象因子之间又存在一定的制约关系,所以单个气象要素对空气质量指数之间的关系又可能是多个气象因子潜在共同影响的结果。

4结论

(1)石嘴山市AQI月平均值变化波动较大,从1月开始AQI值开始下降,到8,9月达到最低,为66.13。之后,月平均值开始上升,到次年1月达到最大,为137。春季和冬季的AQI平均值要明显大于夏季和秋季

(2)SO2为首要污染物主要出现在1月、2月、3月、11月和12月,主要是由于取暖使用的煤炭不完全燃烧造成了。