驱动效应（精选8篇）
驱动效应 篇1
摘要：针对复杂装备费用预测中样本少和费用影响因素繁多的问题, 分析费用因素的驱动比重。综合考虑驱动比重的最大化和因素权重的不确定性, 运用极大熵原理, 建立多目标权重配置模型, 并利用拉格朗日乘子法求解权重。依据因素权重大小和权重的接近度选择费用驱动因子, 利用所选择的驱动因子建立多元回归模型。与已有文献中的方法对比, 结果表明本文的方法具有较高的预测精度, 说明基于驱动比重最大化的复杂装备费用驱动因子识别模型能够诊断费用的关键影响因素。
关键词：复杂装备费用,驱动比重最大化,驱动因子,极大熵原理
1 引言
复杂装备是指客户需求复杂、产品组成复杂、产品技术复杂、制造过程复杂、项目管理复杂的一类装备[1], 如航天器、飞机、航空母舰、武器系统等。随着科技飞速发展及其在军事领域的广泛应用, 复杂装备研制费用增长在国内外都成为普遍现象。影响研制费用的因素很多, 有性能因素、物理因素、时间和计划因素等, 能够找到对复杂装备研制费用影响较大的费用驱动因子, 就可以对重要因素进行权衡与控制, 也可以根据费用驱动因子, 估算复杂装备的研制费用, 对设备选型有指导意义。
样本少和影响费用的因素繁多是复杂装备费用预测中两个难点, 费用驱动因子的选择既要考虑每个驱动因子对费用的驱动效应, 又要考虑驱动因子之间的多重共线性。当前费用驱动因子的选择方法有: (1) 主成分分析法及其的扩展———因子分析法[2,3,4,5]; (2) 基于偏F检验的方法[6]; (3) 灰色关联分析法[7,8,9]; (4) 其它一些方法[10,11,12]。这些方法在费用驱动因子识别中取得了可喜的成绩, 但是现有方法存在以下缺点: (1) 主成分分析法给回归模型的解释带来一定的复杂性; (2) 基于偏F检验的方法和灰色关联分析法都难以判断驱动因子之间是否可以相互代替。本文从驱动因子的权重配置角度, 赋予驱动效应 (比重) 较大的费用因素较大权重, 提出一种驱动比重最大化的复杂装备费用驱动因子权重配置极大熵模型。
2 基于驱动比重最大化的复杂装备费用驱动因子识别模型
2.1 基于驱动比重最大化的复杂装备费用驱动因子权重配置
定义1设有n个复杂装备A1, A2, …, An, 每个装备有m个因素, ci (i=1, 2, 3, …, n) 表示装备费用, 数据矩阵如下:
显然, xj的量纲不影响uij的计算。νij越大, 表示因素xij对成本ci的驱动效应越大。如果每个样本中的驱动比重νij都比较大, 因素xj在m个因素中的权重就比较大。即越大, 因素xj的权重wj越大, 因此构造规划模型:
同时由于个因素的真实权重是随机变量, 具有不确定性。将权重wj理解为因素xj在所有因素中占的概率 (比重) , 则用信息表示权重的不确定性。根据极大熵准则, 在已知部分信息的基础上, 认为权重熵值达到最大且满足约束条件所得到的权重值可能性最大。即构造规划模型:
引入调节系数α (0≤α≤1) , 将问题 (1) 和问题 (2) 转化为单目标的最小化问题:
定理1问题 (3) 有唯一解, 即
其中, α为调节系数, 表示两个目标的平衡程度, 可根据实际情况取值。考虑到两个目标是均衡的, 一般取α=0.5。
证明利用Lagrange乘子法构造函数:
由极值存在的必要条件, 有
解方程组得:
目标函数的Hesse矩阵为
显然, Hesse矩阵是负定矩阵, 则当时, L (wj, λ) 为极大值。从而得证。
定理2如果按照权重大小依次排序, 调节系数α的变化不影响权重的排序, 只影响权重排序的区分度。
如果能够提供因素权重可能的变化范围或者因素权重的大小关系, 即a≤wk≤b, k∈{1, 2, …, m}或者wp<wq, p, q∈{1, 2, …, m}, 为了充分利用这些先验信息, 建立规划模型:
模型 (4) 可利用相关软件求解。
2.2 复杂装备费用驱动因子识别原则
费用因素xj的权重wj越大, 因素xj对总费用的影响程度越大。在识别过程中针对不同情况, 采取如下不同的原则:
(1) 如果选择费用驱动因子建立含有常数项的多元回归模型, 按照权重大小选择驱动因子的个数比样本量少2个即可。因为选取过多, 不易建立多元回归模型;选取过少, 所建模型丢失信息过多。
(2) 如果两个费用因素的权重极为接近, 可认为这两个费用因素之间存在多重共线性。在建立多元回归模型时, 可定性分析, 选择一个变量代替这2个变量。
3 实例分析
为了便于比较, 本文分别采用文献[3]、文献[4]的实例, 其中设α=0.5。
例1选择和文献[3]相同的样本, 由于费用因素个数大于样本量, 不能采用传统的最小二乘法, 文献[3]利用递阶偏最小二乘回归预测机型为10的研制费用。为了利用传统的最小二乘法, 利用本文方法可得权重较大的8个驱动因子为SEP、导弹挂架数量、挂载武器效能、信息系数、机翼面积、雷达反射截面、电子对抗能力、航程。其中航程与SEP的权重极为接近, 存在多重共线, 定性分析后, 用航程代替SEP。本文选择导弹挂架数量、挂载武器效能、信息系数、机翼面积、雷达反射截面、电子对抗能力、航程为自变量, 建立多元回归模型, 进一步预测机型为10的研制费用。
预测结果对比见表2:
例2选择和文献[4]相同的样本, 从权重大小看, 机高、起飞距离与最大平飞速度的权重接近, 存在多重共线, 定性分析后, 用机高代替起飞距离与最大平飞速度, 飞机空重与最大载油量的权重极为接近, 存在多重共线, 定性分析后, 用最大载油量代替飞机空重。所以选择最大起飞重量、机身长、机高、满油航程、最大载油量为自变量, 建立多元回归模型, 预测机型为I的研制费用。
结果对比见表4:
预测的精度取决于外推精度, 例1和例2分别与文献[3]、文献[5]的方法比较, 预测精度都相对较高, 说明本文的方法能够较准确的识别复杂装备费用驱动因子。
4 结论
基于主成分分析法的驱动因子识别给回归模型的解释带来一定的复杂性;基于偏F检验的方法和灰色关联分析法都难以判断驱动因子之间是否可以相互代替及费用因素之间的多重共线性, 灰色关联度的构建本身就缺乏较好的理论依据, 且以上三种方法都不能较好的控制驱动因子的个数。
本文从复杂装备费用因素驱动比重的最大化和因素权重的不确定性视角, 提出一种配置影响因素权重的方法, 权重越大, 对费用的影响程度越大。能够判断因素之间的多重共线性和控制驱动因子的个数, 利用所选择的费用驱动因子建立多元回归模型, 实例预测精度较高, 说明费用驱动因子的识别正确。本文的思想易于理解, 方法较为客观, 操作性强, 可应用于其他复杂装备的费用驱动因子识别。
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驱动效应 篇2
日前，Facebook向外界公布了其最新财报，2011年总营收达37.11亿美元，其中广告营收为31.54亿美元，同比增幅达69%。截至去年12月31日，它拥有8.45亿月活跃用户。
而据腾讯2011年Q4财报数据显示，其“QQ空间”活跃帐户数达5.521亿，“朋友网”活跃帐户数达2.024亿，微博注册帐户数达3.73亿。
在社交网络和社交媒体的布局上，腾讯已经具备了Facebook+Twitter的特性与优势，但在社会化广告营收方面，差距显而易见。
3月中旬，腾讯对外宣布，将通过一场社交变革，将腾讯的社会化媒体和社交网络资源整合起来，打造一个集用户、产品、技术、方法论于一身的“社会化营销平台”，成为广告主的新宠。
榜样的力量
腾讯变革的决心来自于Facebook的成功示范，更在于受在线广告未来广阔前景的驱动。
一个值得一提的细节是，今年1月31日，作为全球最大的广告客户，宝洁宣布裁撤1600名广告营销人员。原因在于，它相信相比传统媒体投放渠道，Facebook更精准、有效且成本较低。与此相关的依据是，宝洁旗下的一款男士香水广告，曾经在Facebook上创下了18亿点击次数的纪录。
在宝洁的带动下，现在越来越多的广告主开始对传统媒体说“不”，转而主动投向Facebook的怀抱。受益于广告主的青睐，Facebook的广告收入近两年有如火箭般上升。
据市场调研公司eMarketer统计，Facebook于去年已成为美国最大在线广告商，在美国在线展示广告业务中占比达16.3%，远远超过之前的两代互联网明星（雅虎13.1%，谷歌9.3%）。
Facebook最有力的武器是，外界公认的社会化营销。在业内看来，这是一个不亚于传统搜索引擎的在线营销新市场。与传统搜索引擎相比，社会化营销拥有绝对的优势，其投资回报率远远高于传统搜索引擎。
更致命的是，以Facebook、Twitter等为代表掀起的社会化浪潮，正在对传统在线数字营销产业链进行重构，未来前景光明。eMarkter预测，2012年全球将有14.3亿社交网络用户，同比增加19.2%。其中，社交网络上的广告投放将达77.2亿美元，到2014年将接近120亿美元。
去年，Facebook80%的营收来自于广告，而腾讯去年营收虽然高达285亿元，但大部分收入来自于网络游戏等业务。
目前，在国内，社会化营销才刚启程，不但市场化程度低，而且缺乏产业链共识的标准和方法论支持。业内认为，腾讯在国内拥有数量最多的社交用户平台，完全可以在社会化营销方面释放出巨大的能量，借此让广告主从中获得更多营销价值。
对于腾讯的这一变革，其创始人、董事局主席马化腾在参加“中国高层发展论坛”时认为，谷歌是通过搜索关键字的媒体形式获得广告主的投放，Fecabook是通过用户在社交中的行为把人进行划分，可以针对人不同的属性做广告。在他看来，这种社交媒体的广告还是一个待挖掘的宝藏。
现在，腾讯正将目光瞄准这个新的蓝海市场。
变革进行时
3月中旬，腾讯低调宣布了旗下网络媒体业务的社会化营销平台变革战略，计划通过一场社交变革，整合社会化媒体和社交网络资源，打造一个集成的社会化营销平台。
据悉，腾讯将微博平台与QQ空间平台彻底打通，挖掘两大平台的社会化营销价值。未来，QQ空间和微博上的社交广告可以同时指向两个平台的企业页面；在功能方面，实现内容、权限、用户管理后台互通；针对商业化、互动活动、社交广告实现显示互动。
本刊获悉，为彻底实现社会化转型，目前被形容为腾讯网络媒体业务“铁三角”的腾讯网、腾讯微博、腾讯视频均在升级之列。
促使腾讯如此“大动干戈”的背后，是因为腾讯本身就是一家经营用户关系链的公司，用户的互动、社交化洞察与把握，在国内互联网行业无人与之匹敌。一个利好消息是，企业对于社交媒体带来的益处有着共同的认可。来自咨询机构的数据显示，88%的商家认为社交媒体可以提高品牌知名度，85%的认为可以促进与消费者的对话，58%的认为可以促进销量和合作，41%的认为可以节约成本。
目前，腾讯网络媒体变革战略已全面启动，腾讯社会化媒体和社交网络的内部融合也随之展开，通过对旗下腾讯网、腾讯视频、腾讯微博、QQ空间等平台的社交化改造以及平台融合，进而增强了腾讯的社交价值，提升了腾讯网络媒体在社会化营销领域的实效。
其中，腾讯微博与QQ空间已经开始全面融合，完成后将成为国内最大、最活跃的社交网络。各媒体产品也将在战略指导下进行升级，比如，腾讯网将着力于向社交集成、产品智能、资讯交互三个方向发展，腾讯微博将朝着展现智能化、内容简约化等方向发展，腾讯视频则将朝着移动化和社会化发展。
据了解，腾讯社会化营销平台上线后，腾讯的营销资源将对广告主开放，重点着力于平台、工具及数据三个维度的开放。QQ空间的开放平台和微博的微空间，目前都已经开始为第三方提供开放式的自主营销服务，Discuz等平台覆盖的众多社区，也将建立起广泛的社交广告联盟。
可以预料的是，腾讯网络媒体的变革将带来营销方法论的提升。据悉，新的方法论是基于社交化、人性化及便携化的思考，将会在4月下旬出炉。升级后的腾讯智慧营销方法论将以影响人的内心及价值观为核心的营销3.0时代为背景，体现了互联网眼球经济向互动经济演进。
在营销3.0时代，“消费者”被还原成“整体的人”、“丰富的人”，而不是以前简单的“目标人群”，“交换”与“交易”被提升成“互动”与“共鸣”。营销的价值主张从“功能与情感的差异化”被深化至“精神与价值观的相应”。
显然，腾讯网络媒体的社交化变革，最终目标是为了让网媒的用户服务及互联网营销，变得更加人性化。
从做广告到讲故事
腾讯正在进行的社交变革，意味着它将构建起一个中国最大、最活跃的社交网络。对这个国内互联网巨头来说，并不是一件简单的事情。
首先，腾讯要实现的是将QQ空间与微博之间的全面融合，而这两者针对不同的用户关系链，QQ空间意味着用户之间的强关系，微博则是相对较弱的关系链，如何将两者打通，没有一个成功的范例可循。
“不少投行认为，我们拥有的巨大流量并没有在商务价值上得到更好地应用。”腾讯高级执行副总裁、网络媒体总裁刘胜义说，“如何真正实现腾讯网媒系统的社会化转型，充分挖掘其社交媒体和社交网络的商业价值，是摆在腾讯面前的迫切命题。”
刘胜义认为，社会化营销和传统1.0营销的核心区别是要纠正以往企业们“大喇叭”式的推广理念，企业应该学习如何用一种新的观点去跟他的群体沟通。腾讯决定打造的社会化营销平台绝非一个传统广告发布平台，而是构建一个跟用户建立多频次互动、沟通的平台，企业能够在这个平台上借助用户的关系链和社交流，通过讲“故事”而非做“广告”的方式获得独特的价值。
在业内人士看来，在社会化平台与环境中，网民不再是纯粹的消费者，而是通过UGC（用戶生成内容）兼具了生产者和参与者的角色；媒体在继续扮演生产者的同时，也是组织者、平台提供者、参与者；而对广告主而言，品牌曝光不是唯一追求指标，互动、参与、沟通以及营销实效也是它们所渴望的。
社会化营销的未来市场空间不会亚于一个搜索引擎市场，而且从ROI实效的角度看，社会化营销也远高于搜索引擎和传统广告。”刘胜义告诉记者，“在成本上，腾讯社交广告点击成本低于业内平均数的40%以上；注册成本则低于目前业内平均数的60%；引流方面，则已达到日引流百万以上。”
事实上，并非只有腾讯洞察到其中的商机。目前，无论是传统的搜索、门户，还是视频、微博等企业，都已经有意识地借助开放和社交的力量，对自身的传统业务进行社会化改造。与这些竞争对手相比，刘胜义认为，腾讯的优势是拥有国内数量最多的社交用户，在社会化营销方面拥有巨大的能量，可以让广告主从中获得更多营销价值。
在他看来，中国的社交广告才初见端倪，很多广告主对社交广告及社会化营销的价值还处在认知阶段，腾讯率先引发这场变革风暴，将让更多营销人认识到“社会化营销”的实效。
Facebook能获得广告主的认可，是因为它认为社交平台上的广告不仅仅是“广告”，而是“故事”。在精准和有效性的前提下，故事化的营销信息将自由穿梭于社交用户的信息纽带中。
Facebook的故事获得了成功，腾讯现在也在讲述着同样的故事，但能否让广告主认识到，还需时间验证。
驱动效应 篇3
供应链业务包括多个环节,对应于顾客的不同需求。供应链下游零售商观测到顾客需求信息,将其以订单的形式传递给上游成员,订单信息在传递过程会出现信息扭曲,也即牛鞭效应,其具体表现是终端顾客需求信息小波动可能会引起上游供应商需求信息大波动。现有大多数牛鞭效应研究侧重于需求驱动供应链,Sethi等将需求驱动链定义为市场驱动供应链[1],Ayers将其描述为预测驱动供应链[2],其存在于个人电脑、汽车、电子元件生产等行业。Lee等首次采用AR(1)模型分析需求驱动链牛鞭效应并提出牛鞭效应的量化方法,归纳出导致牛鞭效应的五个重要因素———需求信号处理、非零提前期、订货批量、供给短缺及价格波动[3]。AR(1)需求过程也被学者Huynh[4]、Zhang[5]、Chen等[6,7]采用,Huynh等[8]分析了AR(p)需求过程的牛鞭效应,而更具一般形式的ARMA(p,q)需求过程被学者Gaur等[9]、Susmita等[10]所采纳,Robert等发现牛鞭效应致使需求和生产不匹配,导致供应链绩效降低[11]。
虽然市场需求是整个供应链系统动态过程的驱动力,但市场需求不仅对订单造成波动,而且致使生产率有较
大波动[12],许多文章表明生产比销售易变[13,14,15]。所以生产供给驱动下的供应链生产问题不同于传统需求驱动链,因为其必须将全部生产流引导向市场并且对顾客需求做出快速反应,所以需要不同的供应协调及生产计划机制[16]、供给驱动链存在于石油、农业、能源生产及矿产等行业。
在供给驱动链牛鞭效应研究中,Arpad等将含有可变目标库存的生产计划作为牛鞭效应唯一的触发机制[12],Xiao等认为由于前向结构,加之供给有限,导致供给驱动链产生逆牛鞭效应,并发现信息共享在供给驱动链中失效[16]。Chen等研究IT企业间零售商(买方)和制造商(供方)驱动协作时发现零售商在缓解牛鞭效应方面仍扮演着枢纽作用,同时仿真结果证实将零售商买方驱动协作转向制造商供方驱动是一种可行的选择[17]。
补货策略对牛鞭效应的影响研究中,Truong等、Dong等、Robert等、Matloub等、Sanjita等采用“基本库存策略(OUT:Order-Up-To policy)”分析牛鞭效应[18,19,20,21,22]。Lee等研究了传统补货策略(事件和时点触发订货策略)和基于统计过程控制的补货策略下的牛鞭效应,结果显示后者优于前者[23]。Robert等的研究表明在牛鞭效应削减上一般(平滑)“OUT”补货策略优于标准“OUT”补货策略[24]。Gerard等发现全状态反馈“OUT”补货策略在牛鞭效应弱化上优于比例控制下的“OUT”补货策略[25]。Elena等基于(s,R)订货策略,分析了补货策略比例控制器对牛鞭效应的影响[26]。Stephen等采用修正的“OUT”补货策略(引入比例控制器)分析离散时间动态二级供应链中的牛鞭效应和库存方差[27]。Marko等利用传递函数研究不同补货策略对牛鞭效应的影响[28]。
以往对牛鞭效应问题的研究侧重于需求驱动,缺乏对其它系统影响因素(如生产供应驱动、产能匹配等)的深入分析,研究结论难以从供应链系统宏观层面反映牛鞭效应的形成机理和影响作用。实际生产运营中,上游供应商根据自己对市场的判断及自身经济利益,不会单纯依靠下游订单来被动安排生产计划,而是主动安排生产计划满足下游市场需求,这样供应链中不仅有需求,而且还有生产供给同时影响着牛鞭效应。同时在补货策略方面,大部分研究都采用基本库存策略或其变形,而对其他补货策略(比如一般线性补货策略及其变形)没有进行深入分析。
针对上述情况,本文构建同时含有供给及需求不确定性的供需驱动链,分析在不同的补货策略下,供需驱动链如何选择适合的补货策略(库存平滑补货策略、订货平滑补货策略以及一般线性补货策略)才能更好的抑制或弱化牛鞭效应。假设产品生产周期比较长,供应商一般会根据上期产品的市场价格来做生产计划决策(当然实际中供应商可能会根据产品以往多期历史价格信息来做生产计划决策,本文假设采用上期价格是为简化模型,其并不影响文章主要结论),确定本期产品的生产供给量。同时引入价格调节机制将生产供给和市场需求联系起来,而调节机制中的价格变量依赖于过去实际价格和当期超额需求。引入价格调节方程使得供应链中各主体在牛鞭效应作用下,都能主动参与到供应链中来。
2 模型建立
2.1 模型前提条件
在一般两级供应链中,假设只有一个供应商和一个零售商。本文在产品需求过程设定上,采用Zhang等[29]、Ma等[30,31]含有价格敏感系数的需求函数,即为产品价格敏感系数的线性表达式和一随机误差项之和。其中pt为t期产品市场零售价格,Dt为t期产品需求量,a为产品市场需求规模,α是产品需求价格敏感系数,εt表示分布已知,且均值为0,方差为σ12的随机误差项,随机误差项与pt相互独立,即Cov(pt,εt)=0。
假设供应商期望上一期产品市场价格还能继续维持,并根据上一期价格(即pt*=pt-1)来制定生产计划,所以在这种两级供应链中产品供给和需求是动态变化的。其中pt*为供应商对产品的预期价格,St为供应商t期产品生产供给量,θ为产品供给价格敏感系数,ηt表示分布已知,且均值为0,方差为σ22的随机误差项,随机误差项与pt*相互独立,即Cov(pt*,ηt)=0。
另外假设产品当期价格是基于上一期价格及当期供需差额来调节的,构建一个价格调节模型,其中τ 为产品价格调节系数,是反映产品价格随着超额需求变动而进行调整时的调整速度和度量的参数,调节方程表明产品本期价格实际波动(pt-pt-1)与产品本期超额需求(Dt-St)同方向变动。
参数a、b、α、β和γ 均为正,其中εt和ηt是独立同分布的随机误差变量,且二者之间相互独立,即Cov(εt,ηt)=0。
2.2 订货过程
Bowman于1963年提出一般线性补货策略[32],其考虑到订货和库存的平滑。一般线性补货策略的基本形式是(R,γO,βIP),其中R是库存盘点周期,γ是订货平滑系数,β是库存平滑系数。
Ot为t期初零售商向上游供应商发出的订货量,St为t期OUT目标库存水平。本文考虑一般线性补货策略三种拓展形式,即库存平滑补货策略、订货平滑补货策略和一般线性补货策略((R,βIP)、(R,γO)和(R,γO,βIP))下的牛鞭效应。基于提前期需求的OUT目标库存水平St可表示为
式中和分别为零售商订货提前期L内的需求预测值和需求预测误差的标准差,z为安全因子,由库存政策的期望服务水平决定。
2.3 需求过程
联立式(1)、式(2)、式(3),得pt=μ+ρpt-1+λ(εt-ηt),其中,则.另外从式(1)、式(2)、式(3)得Dt=a′+ρDt-1+εt′,其中,则,借鉴Ma等[30,31],假设0<ρ<1。
2.4 提前期需求预测
Zhang[5],Ma等[30]在考虑零售商选择何种预测方法的研究中采用“最小均方差(MMSE:Minimum MeanSquared Error)”法来预测提前期需求,结果发现相较于其他预测方法,最小均方差法更能弱化牛鞭效应并能提高供应链下游成员的库存绩效。本文也假设零售商采用最小均方差法来预测需求,则提前期需求,设是采用MMSE的需求量预测值,则.从Dt=a′+ρDt-1+εt′得,将Dt+i往前递推至t-1期,有,则需求量预测值为,其中为需求量Dt的期望值。
由于,代入得零售商采用最小均方差法来预测的提前期需求量为.
定理1 零售商采用最小均方差法来预测的提前期需求量预测误差的方差与t无关。
证明根据订货过程中对提前期需求量预测误差的方差定义有,而,同时有,将其代入前式可得,计算为:
从上式可知与t无关,不随t变化而变化,即有,所以牛鞭效应不受提前期需求量预测误差影响。
2.5 牛鞭效应计算
在零售商采用库存平滑补货策略下,Ot=Dt-1+β(St-St-1)。由前述订货过程有。
定理2 零售商采用库存平滑补货策略时,供应链中牛鞭效应为:
证明计算零售商t期订货量方差可得
其中,Cov(Dt-1,Dt-2)=Cov(a-αpt-1+εt-1,a-αpt-2+εt-2)=α2Cov(pt-1,pt-2),而,则,因此有
其中,同理Cov(Dt-1,Dt-1-i)=ρiΔσ2D.采用一些学者(Lee等[3],Chen等[6,7])计算牛鞭效应(BWE:Bullwhip Effect)的方法,即用订货量方差和需求量方差的比值来衡量,给上式除以σ2D可得库存平滑补货策略下的牛鞭效应。
定理3 零售商采用订货平滑补货策略时,供应链中牛鞭效应为:
证明在订货平滑补货策略下,Ot= Dt-1+ (1-γ)(Ot-1-Dt-1),则往前递推至第0 期有Ot= γ(Dt-1+ΛDt-1+ … +Λt-1D0)+ΛtO0,其中Λ =1-γ,而
假设O0为常数,则Var(O0)=0,给上式乘以γ2后除以σD2,即得订货平滑补货策略下的牛鞭效应。
定理4 零售商采用一般线性补货策略时,供应链中牛鞭效应为:
证明在一般线性补货策略下,Ot=Dt-1+(1-γ)(Ot-1-Dt-1)+β(St-St-1),则往前递推至第1期有Ot=Λt-1O1+(γ+βΓ)Dt-1+ADt-2+ΛADt-3+…-Λt-2βΓD0,式中A=γ(Λ-βΓ),而
假设O1为常数,则Var(O1)=0,给上式除以σD2,即得一般线性补货策略下的牛鞭效应。
由上述三种补货策略的牛鞭效应表达式可知当γ=1时,,则.所以若γ=1时,弱化供应链牛鞭效应最好的补货策略是订货平滑补货策略,而此时库存平滑补货策略和一般线性补货策略下的牛鞭效应相等。
3 数值分析
由于解析式的复杂性,本文通过数值分析来考察各主要参数对库存平滑补货策略、订货平滑补货策略和一般线性补货策略等三种补货策略下供应链牛鞭效应的影响,分四组算例来分析各主要参数对牛鞭效应的作用机理,分别如下。
(1)假定库存平滑补货策略和一般线性补货策略下各参数取值分别为L =1,t=1,τ=0.01,σ12=σ22,γ =0.5。
从数值分析结果来看,牛鞭效应是产品需求和供给价格敏感系数的减函数,是库存平滑系数的增函数;当库存平滑系数较小时,采用一般线性补货策略能显著抑制牛鞭效应。
(2)假定订货平滑补货策略和一般线性补货策略下各参数取值分别为L=1,t=2,τ=0.01,σ12=σ22,β=0.5。
从数值分析结果可以看出,牛鞭效应是订货平滑系数的增函数,而产品需求和供给价格敏感度的变化对订货平滑补货策略下牛鞭效应的影响比较微弱,却会导致一般线性补货策略下的牛鞭效应因其增大而减小;另外订货平滑补货策略下的牛鞭效应一直小于一般线性补货策略,所以前者是缓解牛鞭效应最好的补货策略。
(3)假定库存平滑补货策略和一般线性补货策略下各参数取值分别为t=1,β=γ=0.5,α=θ=2,σ12=σ22.
随着零售商订货提前期增大,牛鞭效应也增大,而牛鞭效应是产品价格调节系数的减函数,此时订货平滑补货策略下的牛鞭效应均小于其他两种策略。并且在零售商订货提前期较小的时候,选择一般线性补货策略有利于牛鞭效应的弱化,当零售商订货提前期较大时,采用库存平滑补货策略可有效缓解牛鞭效应,当产品价格调节系数较大时,采用一般线性补货策略更能弱化牛鞭效应。
(4)假定库存平滑补货策略和一般线性补货策略下各参数取值分别为L =1,τ=0.01,β=γ=0.5,α=θ=t=2。
从图6可以看出,产品需求波动和供给波动对牛鞭效应的影响机理不同。其中需求波动增大(减小)时,库存平滑补货策略和一般线性补货策略下的牛鞭效应也随之增大(减小),但是当需求波动比较大时,牛鞭效应增大(减小)的幅度比较小。当供给波动增大(减小)时,库存平滑补货策略和一般线性补货策略下的牛鞭效应随之减小(增大),但是当供给波动比较大时,牛鞭效应减小(增大)的幅度比较小。而此时订货平滑补货策略下的牛鞭效应总是小于1,在库存平滑补货策略和一般线性补货策略中,同等程度的产品需求供给波动,选择后者更利于抑制牛鞭效应。
4 结论
驱动效应 篇4
一、生态税收驱动两型社会建设的理论分析
1. 生态税的调节目标与两型社会目标指向统一
(1) 保护“公共产品”, 缓解“经济负外部性”。由于自然资源和环境的“公共性”而导致消费主体在生产和消费时在使用它们时可以不缴费, 从而非常容易产生“经济负外部性”, 使得个别主体行为对环境产生的影响成本不断增加并呈现在社会公共成本上。为了缓解这种情况, 政府必须要综合运用各种经济手段和行政手段, 合理定价环境和资源公共产品, 让接受资源和环境服务者付费, 进而使得这种成本“内部化”。这是生态税收产生的根本原因。生态税主要调节目标是通过适当对公共产品的定价, 调整经济主体行为对环境的破坏和对资源浪费的程度, 基于税收成本和削减环境污染成本对比考虑, 经济主体也将选择规范自己的行为, 尽量做到保护环境节约资源, 这与两型社会的建设目标高度一致。
(2) 基于“可持续发展”, 力维“生态资本”。自然环境和资源是包容、供应和支持整个经济的一个外壳, 是生态资本, 具有稀缺性和生态服务价值, 要发挥自然资源和环境的生态潜力, 就必须使得生态资本在人类生产、生活中得以持续发生作用, 为人类经济社会持续发展提供不可缺少的物质基础。两型社会的最初提出也是由于传统经济发展模式对资源的过度开发和浪费造成了严重的环境问题和资源约束矛盾。两型社会要求经济社会发展的各方面要符合生态规律, 向着有利于资源节约和循环使用、维护良好生态环境的方向发展, 是可持续发展的具体表现形式。生态税收和两型社会最终都追求社会、经济、生态的可持续发展。
2. 生态税收收入给予两型社会建设资金支撑
资源、环境, 以及生态保护都是典型的公共产品, 公共产品的无偿提供需要补偿成本, 税收是政府采用诸多手段中的最佳手段, 因为它具有“双重红利”性质, 在将社会成本内部化的同时, 也实现了税收的基本职能:为这些公共产品的提供补偿了成本。生态税收收入的获得对大气环境、水环境、声环境等各类环境治理;环境生态建设直接投入;清洁生产技术开发利用;环境检测技术与系统的引入;环保产业的扶持、环保专项基金的设立提供了一定的资金, 政府通过对收入的再次分配, 积极优化资源配置, 加大可持续发展产业的投入及优惠程度, 为两型社会建设创造更好的财源。
二、生态税收驱动两型社会建设的实践分析
1. 世界生态税收促进两型社会建设的成功经验
自20世纪70年代起, 不少国家为了保护自然环境和维护生态平衡, 相继采取了各种法律和政策手段。其中一些发达国家将建立生态税制或将税收生态化, 创新税收的生态职能, 并使之在环保工作中发挥巨大的作用。最为突出的是欧盟由单个生态税种到税收制度生态化的税制改革, 给经济发展带来了全新的改变。
(1) 欧盟国家建立的“开采-生产-消费”多源端调控的生态税收制度, 促进了“资源—产品—废弃物—再生资源—再利用”的生态经济发展。欧盟国家通过增设新税种和调整原有税收制度, 征收资源税类、投入品税 (主要包括能源税, 还包括化肥、农药税) 、排放税 (二氧化碳税、二氧化硫税、水污染税、机动车税) 、固体废弃物税 (塑料袋税、电池税) 、噪音税, 包括了各个环节各种类型的多元化生态税种。经过几十年的生态税改革, 欧盟经济得到了较快的新增长。从税收效应来看, 随着生态税的征收, 生产者和消费者剩余都在减少, 并转移为对政府的税收贡献;政府通过征税获得了一定的财政收入, 为生态环境提供强有力的资金和财力, 同时还通过降低其他税种税率达到“中性”税收, 取得了双重红利效应;污染产出及其导致的损失减少, 也取得了良好的环境效益, 从而实现了生态税矫正经济负外部性的职能。从经济效应来看, 税收由单纯关注经济数量高速增长转变为从促进经济可持续发展, 通过增加高污染、高投入、高排放行为的税负, 鼓励清洁生产, 诱导生态消费。生态税收对经济增长有很大的促进作用。从生态效应来看, 随着各种生态税开征, 使污染者将环境污染的成本纳入生产或消费过程中, 通过价格杠杆影响商品的生产和使用。污染者只能一方面转用清洁能源, 降低能耗, 优化能源结构, 使得污染物排放量明显降低;另一方面, 加大科技投入力度, 改进技术, 采用清洁生产方式减少排污, 为减少污染物排放提供了技术支撑和长久的发展态势, 取得了良好的生态保护效果。
(2) 美国相对完善的生态税收制度, 对经济发展产生积极的影响。美国目前建立了较为完善的生态税收制度, 主要征收消费税、汽油税、汽车销售税、开采税、固体废弃物税、环境许可费及系列减少污染的财产退税政策。实践证明, 生态税收制度对美国经济发展和环境保护起到了积极的作用。据OCE经济合作与发展组织的一份报告显示, 随着生态税的征收, 在产品投产时大大减少了有害环境的材料的使用, 鼓励了广大消费者使用节能型汽车, 减少了汽车废弃物的排放, 减少了石油总产量等, 使得环境质量明显提高。生态税收在平衡发展经济和保护环境中起到了非常积极的作用。
2. 从长株潭两型社会建设的实效微谈生态税效应
从2007年以来, 长株潭借着两型社会建设契机, 不断综合运用财税、金融、价格、用地、产业、技术等各种政策和手段, 改变经济发展方向, 同时生态环境有了明显的改善和提高。截止到2012年长株潭保持经济快速发展的同时, 主要污染排放总量在下降, 水质整体在改善, 环境空气质量达到国家二级标准, 城市区域声环境质量保持较好水平, 累计建立各级自然保护区108个, “十二五”将启动十大环保工程。具体实行了火电、水泥的脱硝工程 (废气排放减少) 、湘江流域铅、砷等五种金属污染物 (湘江重金属) 污染治理、扶持和培育环保产业创新经济增长点、相关污染项目检测设备安装。这些绿色技术的引入、节能环保设备的更新、环保产业的兴起、环保检测系统的建立在税收上都享受了优惠政策, 并且通过对非环境友好行为征收的税收和排污费对生态友好行为进行了一定的生态补偿。尤其是对于生态环境的修复和建设、节能减排工作的推进, 公共资金的支持很大程度上来源于我国目前增值税、消费税、资源税、排污费等各类生态税费。在生态税收的正确引导下, 许多企业和消费者出于成本及社会效益角度走上了节约资源、保护环境的道路。
总之, 生态税收在长株潭两型社会建设中将起到重要的推动作用。今后应该侧重做好生态税收制度完善、生态补偿的有效机制, 同时还要协调好长株潭各级地方政府对生态税收的分配协调机制, 为两型社会建设添砖加瓦。
参考文献
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[2]孙晓娜.生态税制的国际比较与借鉴价值[J].生产力研究, 2012, (12) .
驱动效应 篇5
关键词：碳化硅,结型场效应晶体管,开关特性,驱动
0 引言
碳化硅半导体器件具有耐压高、通态电阻低、漏电流小、开关速度高、电流密度高、耐高温等优点,这决定了它在高温、高频率、高功率的应用场合是理想的下一代电力电子器件[1]。近年来,国内外对碳化硅结型场效应功率晶体管在高性能电力电子装置的应用开始了探索性的研究[2,3]。本文从功率半导体结构出发,通过对静态、动态参数的测量,计算出器件耗尽层宽度等半导体参数,建立了碳化硅结型场效应功率晶体管的仿真模型。通过器件高速开关瞬态时的电路模型的仿真分析,分析了器件开关速度、通态特性、开关瞬间的驱动电路震荡、高速开关时dv/dt所产生的较大容性电流对驱动电路影响,建立了器件驱动电路模型。仿真结果验证了驱动电路的有效性。
1 碳化硅器件及驱动电路模型
如图1所示为碳化硅结型场效应功率晶体管的半导体结构图。从图中可以看出,器件由2个欧姆接触的一条导电沟道组成,另外一个电极,栅极,通过改变耗尽层的宽度来控制沟道。
器件的主要尺寸是沟道长度WG,耗尽层宽度W。该器件是常通型器件,在常态下栅源电压为零时导通,栅源极之间需要需要负压使得导电沟道关断。
采用缓变沟道近似理论等半导体器件分析的一般简化分析,设定:1)载流子的移动速度保持恒定。2)在栅结势垒中主要是垂直沟道的电场的作用,而沿着沟道方向的电场很弱,沟道宽度沿着沟道方向基本上不变或缓变。3)在沟道中主要是沟道方向的电场的作用,沟道宽度沿着沟道方向是缓变的。
设Vgs为栅源电压,Vds为漏源电压,Ids为漏源电流,Vbi为势垒电压,q为电子电量,Vp为沟道夹断电压,Vc(x)为通道电势,ε为导电常数,Nd为衬底掺杂密度。G0是扩展系数。
由设定2)知,栅结势垒宽度只受到垂直沟道的电场的控制,求解泊松方程即可得到耗尽层宽度
由设定3)知,沟道电流Id主要是受到沟道方向电场的控制。
器件开通前,即
在线性区,即Vds≤Vgs+Vp-Vbi,有
在饱和区,即Vds≥Vgs+Vp-Vbi,有
1.1 器件的静态特性
器件的导通电阻Ron是非常重要的一个参数,它反应了器件的通态损耗的大小。它包括源极接触电阻Rcs,源极电阻RN+,漏极接触电阻RCD,沟道电阻Rd等,其中Rd是主要部分[4]。设Wbz为零偏压时集区宽度,Wgd为GD间耗尽层的宽度。µ为电子迁移率,Ag为栅漏叠区面积,As为栅源叠区面积,As为栅源面积因子,有
值得注意的是,结型场效应管是电流双向导通器件,Vgs满足开通条件时,当Vds大于零时,电流方向为正,此时的沟道电阻为正向电阻,当Vds小于零时,电流方向为负,此时的沟道电阻为反向电阻。与常用的功率MOSFET器件类似,通常在碳化硅结型场效应功率晶体管两端并联一个反向的碳化硅肖特基二极管,碳化硅器件本身的反向恢复时间比较短,反向恢复过程几乎可以忽略[5]。通过反并联肖特基二极管,使得器件的导通压降比体内寄生二极管有很大改善。
1.2 器件的动态特性
图2所示为碳化硅结型场效应晶体管的等效电路[6],有关器件开关过程的重要动态参数包含栅源极等效电容Cgs与栅漏极等效电容Cgd。
由式(1)得栅源、栅漏极耗尽层宽度为
由式(6)、(7)得
1.3 驱动等效电路
图3为碳化硅结型场效应功率晶体管的驱动电路,驱动电路要求高速光耦实现电压隔离,同时满足高速开关时dv/dt的需要[7],Tr1与Tr2组成的图腾柱输出,增加电流驱动能力,提高驱动速度,Vp为正的驱动电压,Vss为负的关断电压。驱动输出既结构简单,又具有较好的开关特性与抑制驱动震荡与电流尖峰的能力。
设Qplt为器件的米勒电荷,Vplt为米勒区电压,有驱动压降
当(光耦限制时间)
当(光耦限制时间)
2 仿真与实验研究
在选取以下参数:Vp=-18V,Vbi=2.8V,Go=10欧姆-1,Wbz=80×10-4cm,ε=10.1,µ=0.76,Nd=1016/cm3,Ag=0.01cm2,As=0.02cm2,fcsj=0.5建立器件的仿真模型,建立图4的器件测试电路,得到图5器件的导通电阻测试值与仿真结果。
由参数设定,可得以下仿真模型:
.model SiCJFET1 NJF(Beta=0.095 Betatc e=0 Rd=0.05 Rs=0.25 Lambda=31.77m Vto=-22 Vtotc=0 Is=10f Isr=0 N=1 Nr=2 Xti=3 Alph a=20.98u Vk=123.7 Cgd=100p M=.5 Pb=1 Fc=.5 Cgs=1000p Kf=50E-18 Af=1)。图6、图7为器件的开通与关断过程的仿真图。图8、图9为器件开关测试图。图10为不同电阻值时的驱动电压降。
如图5所示,器件导通电阻仿真结果与实际测量结果非常一致。图8,图9所测开关波形与图6,图7的仿真波形也相一致,图10所示在图3驱动电路中,不同的Roff/Ron比值对驱动电压降的影响。
3 结论
本文通过在对碳化硅结型场效应功率晶体管的静态、动态特性进行半导体物理分析的基础上建立仿真模型,仿真分析了器件的通态电阻与开关波形,结合实验测试进行了验证。并研究了不同驱动电阻对驱动电路压降的影响。仿真结果与测试结果相一致,表明模型的建立理论上是正确的,实际参数的选择是准确的。仿真与测试结果还表明碳化硅结型场效应功率晶体管具有通态电阻低、开关速度高等优点,是理想的新型电力电子器件。
参考文献
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驱动效应 篇6
村镇集群指在当地农民主导下自由发展而成的集群,并容易形成“一村一品、一县一业”的特色[1]。改革开放以来,村镇集群的发展为促进我国中西部地区的崛起发挥了重要作用,而当前它们正面临着严峻的“低端锁定”困境。因此,该类集群并不能像集群自组织进化模型所描述的 “自发地由无序状态走向有序状态 [2]”。纵观当下,引进外来龙头企业已逐渐成为集群通过外生力量实现自身升级的一种普遍做法。
龙头企业,在其他文献中也被称为领导企业、核心企业、焦点企业等[3]。目前,理论界对外来龙头企业与当地集群发展之间的关系还存在着分歧。一方面,王凯、吴波等认为引入外来龙头企业有利于集群建立全球知识管道,避免地方集群“锁定”和“过度嵌入”的风险[3,4]。唐华指出,有选择性地吸引关键龙头企业落户本地并积极引导,可培育并发展集群[5]。付涛也认为,将持有关键技术的外部企业引入本地集群是集群创新网络体系建立的最优选择[6]。而另一种观点则认为“飞地效应”使得外来企业对当地集群的技术溢出极为有限[7,8]。为尝试解决这一争论,本文采用系统动力学方法深刻剖析了外来龙头企业对村镇集群驱动效应的静态结构,并用流图仿真分析了龙头企业转移程度、政府配套政策强度和集群学习能力三个变量对龙头企业驱动效应的影响方向及程度,为西部地方政府应该如何理性引进龙头企业提供了理论依据。
1 模型边界的界定
Marshal指出集群外部经济的三个解释:共享劳动市场、共享基础设施和知识溢出[9]。因此,本文用由外来龙头企业带来的外部经济表示它对当地村镇集群的驱动效应,简称龙头企业驱动效应,并将龙头企业驱动效应系统相应地分为人才效应、知识效应和物流效应三个子模块。而从要素上看,该系统主要包括由外来龙头企业所带来的能导致集群效应变化的因素,主要包括集群吸引力、外来知识引进量、相关企业的数量、专业人才数量等。
2 因果回路图及因果关系分析
2.1 人才流
随着外来龙头企业的入驻,集群对人才的吸引力增加,集群内及周边的培训机构也会增多,这从两个方面增加了集群内的人才数量,使龙头企业人才效应增加。但同时,集群吸引力的增加也引起集群企业数量的增多,导致人才需求的强化,减少龙头企业人才效应。
2.2 知识流
外来龙头企业通过向集群引进外部知识可增加集群的可吸收外部知识,同时知识溢出势能也增加,在考虑到村镇集群传统产业所涉及的知识都较易学的情况下,我们可假定知识溢出率始终与知识势能成正相关[10]。因此,这将促进集群外部知识吸收量的增加、集群技术水平提高,龙头企业知识效应也就增加了。但知识溢出率并非越高越好,当它超过一定界限时,搭便车现象的增多必然挫伤其自主创新的动力,也就减少了龙头企业知识效应。
2.3 供应流
外来龙头企业的入驻使集群更具投资吸引力,这使相关企业和同质企业的数量随之增加。相关企业的入驻可完善集群的产业链,也降低了集群企业的运输成本,使龙头企业物流效应增加。但企业数量的增多必然强化要素市场的竞争,使得生产要素价格上扬,同时,同质企业的进入还可能引起产品市场的恶性竞争,这都减少了龙头物流驱动效应。
3 流图构建与仿真分析
以三个因果回路图的定性描述为基础,将其整合为系统动力学流图模型,详见图4:
3.1 主要变量说明
此模型包含4个流位变量、7个流率变量、11个辅助变量,并设定3个控制变量:(1)龙头企业转移程度指外来龙头企业将生产基地、销售拓展部、产品研发部移入村镇集群的情况,当它分别为1、2、3时,依次表示仅将生产基地移入、前两个部门同时移入和三个部门完全移入。(2)政府配套政策强度指当地政府为促进集群发展而采取的政策措施的力度,其值设定得越高表示政府对集群的扶持力度越大。(3)集群学习能力指集群吸收知识的能力,它与知识溢出率正相关,其值设定越高表示集群学习能力越强。
3.2 主要方程式及相关说明
(1)龙头企业驱动效应=INTEG(流入,100)
(2)人才效应=INTEG(流入1-流出1,10)
(3)知识效应=INTEG(流入2-流出2,10)
(4)物流效应=INTEG(流入3-流出3,10)
(5)流入=人才效应*0.2+物流效应*0.2+知识效应*0.6
引入龙头企业主要在于建立全球知识管道,因此设置知识效应占60%,其余各占20%。
(6)流入1=专业人才数量
(7)流出1=要素市场竞争*0.4
(8)流入2=外来知识吸收量
(9)流出2=自主创新减少
(10)流入3=产业链完善度
(11)流出3=产品市场竞争+要素市场竞争*0.6
要素市场的竞争引起生产要素价格的上涨,设定要素市场竞争所带来的负效应的40%导致人才效应流失、60%导致物流效应流失。
(12)专业人才数量=集群吸引力*0.01
(13)产业链完善度=相关企业数量*0.5
(14)要素市场竞争=(同质企业数量+相关企业数量*0.1)*0.5
相关企业所带来的要素市场竞争远比同质企业少,因此,设定相关企业所引起的要素市场竞争仅为同质企业的10%。
(15)产品市场竞争=同质企业数量*0.5
(16)外来知识吸收量=外来知识引进量*知识溢出率
(17)外来知识引进量=龙头企业转移程度*龙头企业驱动效应*0.01
(18)知识溢出率=IF THEN ELSE(集群学习能力*外来知识引进量*0.1<=0, 0, IF THEN ELSE(集群学习能力*外来知识引进量*0.2<=1 , 集群学习能力*外来知识引进量*0.2, 1 ))
(19)自主创新减少= IF THEN ELSE(知识溢出率<=0.3, 0, IF THEN ELSE(知识溢出率<=0.6 , 知识溢出率 , 知识溢出率*1.5))
(20)集群吸引力=龙头企业驱动效应*政府配套政策强度
(21)相关企业数量=集群吸引力*0.1*龙头企业转移程度
(22)同质企业数量=集群吸引力*0.1/龙头企业转移程度
3.3 仿真及结果分析
3.3.1 龙头企业转移程度对驱动效应的影响。
为分析龙头企业转移程度对龙头企业驱动效应的影响,将政府配套政策强度和集群学习能力设定为1,再将龙头企业转移程度设置为1、2、3依次进行仿真运算,结果如下:
当龙头企业仅将生产基地移入集群时,龙头企业驱动效应虽然刚开始有小幅上升的趋势,但最终逐渐下降,因为生产基地的移入加剧了当地要素市场和产品市场的竞争。而后两种情况都使其逐渐上升,并且,当龙头企业转移程度为3时,上升速度最快。因为当销售拓展部移入时,销售知识的引进使产品市场得到改善,而当产品研发部门移入时,创新知识的引进使村镇集群的产品更具竞争力,这使知识效应不断增加。另外,龙头企业转移程度的增加使集群的专业人才数量增多,这就增加了人才效应。同时,相关企业的入驻,也使村镇集群的产业链日趋完善,同质企业的减少还降低了要素市场和产品市场的竞争,这都将使物流效应增加。因此,随着外来龙头企业逐渐将销售拓展部和产品开发部移入村镇集群,龙头企业驱动效应的发展趋势由下降扭转为上升,且上升速度逐渐增加。
3.3.2 政府配套政策强度和集群学习能力对驱动效应的影响。
为分析政府配套政策强度和集群学习能力对龙头企业驱动效应的影响,本文分别考虑将龙头企业转移程度为1和2两种情况,然后将配套政策强度(或集群学习能力)设定为1,再将集群学习能力(或配套政策强度)依次设定为1、2、3进行仿真计算,结果如下:
由图6和图7可看出:当外来龙头企业仅将生产基地移入时,集群学习能力的提高和政府配套政策的强化不但没有改变龙头企业驱动效应下降的趋势,反而使之加剧。这是因为集群学习能力的提高加速了生产性知识流入集群,从而使集群陷入恶性竞争的状态。而配套政策的强化在此时也会引入大量同质企业,同样加剧了集群盲目扩张产能的势态。
由图8和图9可以看出:当外来龙头企业的市场拓展部也移入当地村镇集群时,集群学习能力的提高和配套政策的强化将加速龙头企业驱动效应的上升。这是因为集群学习能力的提高在此时加速了销售知识流入到集群中,而配套政策的强化增强了集群的吸引力,加速了相关企业入驻的步伐,这无疑促进了集群供应链的完善。同理,当外来龙头企业将产品研发部一并移入时,这两个变量的强化也必然会加速龙头企业驱动效应上升。
4 模型的应用——重庆市壁山县鞋业集群引入奥康
重庆市璧山县鞋业集群是一个典型的西部村镇集群,形成于1994年,到二十一世纪初已经基本实现了原始积累,但由于自然条件、企业家素质以及基础设施的限制,集群只能靠简单的扩大再生产以实现自身的发展,有严重的“低端锁定”趋势。为摆脱这一困境,璧山县政府于2003年引进奥康集团,并启动建设中国西部鞋都工业园区的计划,希望在奥康的驱动下实现自身的升级。
在工业园区建设的初期中,奥康仅将生产基地移入集群,并带领十几家温州比较大的制鞋企业入驻壁山,这使当地的工资、地租和原材料价格都一定幅度上涨,还加剧了产品市场的竞争,引起了当地企业家的不满,甚至有媒体报道戏称这是“中国东部鞋王带领诸侯去攻打西部”。但随后,奥康集团渐渐引入销售拓展相关部门及人员,并与当地政府政策协力开展“鞋博会”,向集群输入了销售知识、开拓了新市场,受到当地企业家的一致好评。另外,在各参与方的积极配合下,鞋材交易中心、物流配送中心等基础设施的建设也在物流方面提高了集群的竞争优势。不仅如此,奥康老总王振滔亲自到工业园区为当地企业家现身说法也跨越了隐性知识难以转移的障碍,让当地企业家受益匪浅,改变了之前陈旧的经营理念。目前,当地集群十分祈盼奥康集团产品研发部门的引进,希望在奥康集团的驱动下实现产品创新,从根本上摆脱“低端锁定”的困境。总之,笔者的对壁山鞋业集群的走访调查结果基本与仿真结果相符,这也在一定程度上检验了模型与实际系统历史行为的一致性。
5 结论及政策建议
第一:龙头企业转移程度是决定龙头企业驱动效应的关键因素。由仿真分析可以看出:当外来龙头企业仅将生产基地移入村镇集群时,龙头企业驱动效应会最终趋于下降,而当其将销售拓展部或产品研发部移入时,龙头企业驱动效应则成指数增长的趋势上升。因此,村镇集群在引进外来龙头企业时,应将龙头企业的转移程度作为一个核心指标,而不应盲目追求所引进龙头企业的规模或是名气。
第二:政府配套政策强度和集群的学习能力虽不能改变龙头企业驱动效应的发展趋势,但在一定程度上加速其上升或是下降。因此,在积极促进龙头企业销售拓展部和产品研发部移入的同时还应确保政府配套政策的实施和集群学习能力的提高。
第三:外来龙头企业与当地村镇集群发展之间的关系不能一概而论,即引进外来龙头企业可以但并不必然推动当地村镇集群升级。龙头企业驱动效应的发挥还受龙头企业转移程度、政府配套政策强度以及集群学习能力等因素的影响。其中,龙头企业转移程度决定龙头企业驱动效应,政府配套政策强度和集群学习能力同向强化龙头企业驱动效应。因此,龙头企业、村镇集群及当地政府这三个主体应积极发挥自身作用,共同推进龙头企业对村镇集群的驱动作用,最终实现村镇集群升级。
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驱动效应 篇7
1 河南省就业现状分析
1.1 就业总量稳步增加,供大于求,就业压力较大
河南就业人员总量近年来持续增加,由1998年的5000万人增加到2011年的6198万人,年均增长98.43万人。就业人数众多,社会可提供就业岗位有限,就业市场依旧是供大于求状况,就业压力较大。同时社会需求矛盾日益突出,技能素质低下的劳动力不能适应社会的发展,解决不了社会需求,社会生产领域紧缺人才的需求也得不到满足。
1.2 城镇新增就业人员持续增加,城镇就业负荷加重
全省城镇就业人员总量由1998年的933万人增加到2011年的1287万人,年均增长27.23万人,全省城镇就业占从业总人数的比例呈现“U”型变化趋势,由1998年的18.66%下降至2001年的15.02%,此后一直攀升,2011上升至20.76%。
全省乡村就业人员总量由1998年的4067万人增加到2011年的4911万人,年均增长64.92万人。全省城镇就业占从业总人数的比例呈现“∧”型变化趋势,由1998年的81.34%上升至2001年的84.97%,此后一直下跌,2011下降至79.24%。
1.3 三次产业就业不断调整,就业结构更加合理
第一产业就业人员2000年达到顶峰,此后开始持续下降,由2000年的3564万人减少到2011年的2670万人;第二产业就业人员从1999年的913万人增加到2011年的1853万人;第三产业就业人员从1999年的987万人增加到2011年的1675万人。三次产业就业人数比例由1999年的63.5:17.5:19.0渐变为2011年的43.1:29.9:27.0。
1.4 高校毕业生就业保持稳定
国家层面的大学生西部计划、“三支一扶”计划、远程教育行动计划、农村义务教育岗位计划、大学生入伍等专项计划顺利开展实施;河南省投入大量经费,推出选调生计划、大学生志愿服务贫困县计划、大学生村干部计划、大学生社区就业计划、农村基层卫生人才服务计划、农技推广特岗计划,为大学生就业开辟了新的战线。此外,从省到市、学校开展了不计其数的各类招聘会,为学生就业搭建了良好的平台。
2 河南经济结构调整对就业驱动效应实证研究
2.1 变量选取及数据汇总
2.2 回归模型的构建与检验
运用多元线性回归分析方法,从业人口数为被解释变量,分别构建就业人口与城镇化率、结构因素的回归模型以及就业人口与城镇化率、结构因素的多元线性回归模型。
模型1的R2=0.879,修正后的达到0.869,结果表明:城镇化进程加快会刺激就业人员的增长,城镇化率每提高一个百分点,从业人口将会增加44.642万人。河南省城镇化率低于全国平均水平,从2013年起,河南省城镇化率每年将平均提升约2个百分点,2017年将达到52%以上,也就是说,排除其它因素的干扰,光城镇化进程加快一项,自2013年始,将每年固定新增农村就业人口89.3万人。
模型2的R2=0.820,修正后的R2达到0.805。结果表明:第二、三产业增加值在GDP中的构成比例之和的增加与从业人口的增加存在正相关,第二、三产业增加值在GDP中的构成比例和每提高1个百分点,从业人口将会增加67.321万人。但也要看到,第二、三产业的发展能提供更多的就业机会,后续可以分别以第二、第三产业为解释变量,构建与从业人口数量的回归模型,分析各自的影响状况。
3 促进河南就业的政策建议
3.1 在经济结构调整中实现就业结构优化,实现经济与就业的同步增长
第一,继续加大对农业的扶持力度,增强第一产业内部对农村剩余劳动力的吸收能力。河南农村从业人员几年前出现过负增长,虽然近年来出现了一定的反弹,但由于河南农村市场经济发展水平较低,农民科学文化素质较低,市场意识淡薄,在产业结构调整中缺乏市场预测意识和应对措施,更多的还是停留在传统的种植业上,直接导致剩余劳动力转移路径堵塞。河南省可以结合资源特点,加快发展集约化农业、精细农业,发展农业产业化,增加农业的科技含量、资本含量及劳动密集程度,多形式、多渠道培育与农业有关的乡镇企业,促进农业延伸到二三产业,提高农业的比较利益和自我发展能力,拓宽就业渠道,促进农村剩余劳动力在农业内部的吸收和高效转移。
第二,挖掘第二产业吸纳劳动力的潜力,通过在工业内部调整结构,强化优势,形成集群特色,发展壮大一批影响大、实力强的企业集团,带动全省的第二产业发展,以吸纳更多劳动力就业。河南省作为新型工业大省,具有很好的发展潜力,这就要求各地区立足本地资源禀赋,面向市场,大力发展有潜在竞争力的优势产业和主导产业,吸引外资,增加出口。
3.2 加快推进城镇化进程,实现农村劳动力的有效转移
首先,根据河南省经济结构调整战略,调整就业结构,将农村劳动力转移到城市的二、三产业,积极响应政府号召,转移要以中小城市和就近转移为首要原则。其次,要以中原经济区建设为契机,整合相关资源,将河南18地市纳入中原城市群统筹布局,积极建立合理分工、功能互补、向心发展、协调推进、共同繁荣的“一极两圈三层”现代城镇体系。强化中原城市群内在联系和功能互补,促进交通衔接、产业衔接、服务共享、生态共建,增强现代城镇体系的整体效应。
3.3 大力促进创业带动就业
单纯依靠大中型企业吸纳、公益岗位安置、优惠政策帮扶等措施,远远不能适应形势任务的需求,必须实施全面创业,通过创业开发出更多的工作岗位,使得更多的社会成员就业,缓解就业矛盾。第一,尽快完善创业政策,进一步贯彻落实各级指导意见和政策,切实抓好税费减免、岗位补贴、社保补贴、小额担保贷款、资金扶持、社区平台建设等工作,在市场准入、企业设立、贷款、投融资等方面给予民营经济等一切创业主体以最大的自由度,各地要制定配套的政策措施,并真正落到实处。第二,完善推动全民创业工作机制,加大全民创业工作力度,以城镇新失业人员、高校毕业生和返乡农民工为重点,加大创业培训力度,采取各种方式,征询培训需求,根据需求制定培训计划,有针对性的开展“订单式”培训,提高创业者创办企业的能力。第三,营造创业氛围,强化服务意识,营造创业型城市。形成政府促进创业的工作推动机制;依托公共就业服务体系,建立健全创业指导服务组织,建立创业服务公共平台,建立创业项目市场化运作机制,开发形成基本成熟的创业服务体系;完善创业带动就业统计指标体系和统计制度,把创业带动就业的主要工作指标纳入就业工作目标责任体系,作为就业工作主要目标任务的内容,强化责任和考核。
3.4 完善公共就业服务体系
第一,夯实公共就业服务体系。要求在全省范围内构建城乡一体化的市、县、街道、村四级的公共就业服务体系,达到“数据集中、服务下延、全市联网、信息共享”的目标。
第二,完善公共就业服务机构管理体制。1免费服务制度。各级公共就业服务机构在提供法律法规要求的各项服务活动时,一律按照免费要求提供服务。2就业与失业管理制度。由公共就业服务机构为劳动者和用人单位免费办理就业登记和失业登记手续,实现全市范围内各类劳动者就业与失业以及用人单位招用人员的统一登记管理。3就业援助制度。由各级公共就业服务机构,重点依托基层服务平台,为各类就业困难人员开发公益性岗位,落实扶持政策,为零就业家庭成员提供及时岗位援助。
第三,健全公共就业服务经费保障机制。各级公共就业服务机构要依据《就业促进法》和有关政策的规定,将工作经费、人员经费、建设经费和项目经费全额纳入同级财政预算。
参考文献
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驱动效应 篇8
在由大事件引发的城市建设活动中, 新区建设和旧区改造影响较大, 成片的城市开发往往会带动综合功能新区的形成。将大事件引起的城市建设活动纳入更大范围、更长时期的城市规划和发展, 完全有可能有效引导与控制城市空间结构形态的理性发展。因此国内外许多城市抓住大事件这一契机, 拉开城市发展框架, 优化城市空间结构, 为长远发展奠定基础。
近年来, 大事件相关理论的影响愈加广泛, 不仅推动着国内外一线城市的空间结构调整, 更对国内二、三线城市的发展产生影响。那么二、三线城市在大事件影响下的城市空间转型与一线城市有何异同?本文以江苏省南通市为例, 对大事件营销引起的城市空间发展展开研究。
1. 南通市城市空间发展概况
长久以来, 南通市城市规模一直偏小, 直接制约了经济发展和城市形象的提升。2009 年通州撤市设区, 城市规模偏小的状况得以改善。 “新城区”概念最早见诸1996 年《南通市城市总体规划》。规划提出建设以主城区和开发区为基础, 相向靠拢, 两头延伸, 远期形成沿江带形发展的“组群式”城市结构。该版总规初步确立城市向东南方向发展的意向, 但并未提出建立市级中心的目标。直到2011 版总规才明确提出由老城区中心和城市新区中心共同形成市级中心。
2. 大事件空间效应的实证研究
2.1 南通市新城区的总体发展状况
南通新城区规划用地总面积约为4 平方公里。从地理上看, 新城区作为南通市老城区与开发区的自然衔接, 在城市的格局中具有不可替代的核心地位, 能够呼应主城、辐射周边, 可以加强老城区与开发区的连接, 有利于城市功能的转变和城市内部空间结构的合理化 (图1) 。行政中心的建设拉开了南通市新城区开发的大幕。南通市政府行政大楼于2000 年动工, 2004 年搬迁至新城区。此次政府大楼搬迁一方面是为了把老城区黄金地段的土地让出来, 最大限度使城市资源得到有效利用;另一方面带动了新城区的商业开发, 加快城市化进程。行政中心的建设向全社会发出展开新城区开发的信号, 促使土地迅速升值。
2.2 推动南通市新城区发展的大事件: 江苏省第十六届运动会
以举办大型综合性体育赛事为契机, 实现腾飞的城市不胜枚举。南通市政府部门将目光锁定于2006 年举办的江苏省第16 届运动会这一大事件, 以承办十六运为机遇, 提升相关设施水平, 进而助推城市发展。2003 年南通体育会展中心与中央商务区地块打包出让展开建设, 新城区中央商务区初具规模。省运会的体育场馆周边发展形成了南通市新城区的核心区域 (图2) 。
基于大事件驱动的新城区开发受到了大事件的显著影响。从南通市新城区的开发时序图 (图3) 上可以看出, 以省运会举办场馆为中心的中央商务区是新城区发展的核心, 以此为中心的片区是新城区发展第一阶段的开发区域。规划提出用约5 年时间重点打造新城区北部行政综合区的“十”字型城市功能轴线、东部商业金融文化综合区、旅游度假、特色娱乐区以及国际社区。该区域集中了新城区的主要商业、文化、金融设施, 具有辐射市域及周边地区的潜力。目前, 南通市新城区的建设已初具雏形。交通设施的建设大大缩短与周边城市之间的距离, 使南通纳入上海一小时经济圈。新城区服务功能完善, 住宅建设力度较大, 新建住房房价也在全市范围内独占鳌头。
2.3 大事件的空间效应分析
2.3.1 带动新区建设, 拉开城市整体空间框架
由于新区发展基础薄弱, 城市政府往往热衷于利用大事件的契机, 有意识的引导市场力量进入待开发区域, 从而促进了城市空间的向外拓展和城市化的地域推进过程。省运会对南通城市空间规模的影响是显著的, 这种影响是由省运会所引发的城市建设活动引起的, 2002 年承办省运会前南通城市建设用地增长率激增, 城市空间发展最显著的态势是向东南扩展。这与省运会促进了体育会展中心及周边地区开发以及交通基础设施的建设有重要的联系, 南通老城区的东南部边缘地区迅速开发, 城市整体空间框架得以扩张。
2.3.2 促进城市的交通与公共设施的超前发展
场馆设施是举办大事件的主要物质载体, 也是各项建设活动的核心。在2000 年之前, 南通几乎没有承办过大型赛事、演艺、会展等活动, 取得2006 年江苏省第十六届运动会承办权, 对于相关场馆设施的建设是一个良好的契机。南通市在省运会举办前进行大规模的公共服务与基础设施建设或更新, 在确保大事件顺利举办的同时, 也超前完成了城市的公共服务与基础配套设施建设的任务, 从而提升了城市未来发展的物质基础和能级。
2.3.3 带动城市整体环境品质的提高
大事件相关的巨型设施建设往往具有一定的科技文化内涵, 能够迅速、直接的产生新的城市景观节点带动周边地区的开发, 促使附近区域成为城市新的标志性景观区。南通获得2006 年江苏省运会举办权之后, 在2002 年7 月开始动工建设“体育公园”, 随后着力打造滨江公共活动区, 建设形成包括广场、人行商业街、自行车道等等的高质量公共娱乐休闲活动空间。
3. 基于南通市看大事件营销对城市空间转型的影响
3.1 大事件驱动下, 推动城市结构调整成为全体市民的共同愿景
大事件为提升城市精神提供了契机。承办大事件可使城市在短时间内成为媒体报道的焦点, 提升城市的知名度。场馆设施的建成使城市有了新的标志建筑, 不仅可以促进城市中心城区的发展, 加快周边城市环境的改善, 还有利于强化城市的个性。因而大事件的举办使得城市居民对于新城区的开发产生认同感, 对标志建筑以及活动影响力产生自豪感, 推动城市结构调整成为全体市民的共同愿景。
3.2 公共设施率先集中投资完成, 有力带动新城区高速发展
大事件是系统提升城市综合服务功能的重大机遇期, 能在短期内迅速实现公共设施的投资与建设, 有力推动新城区高速发展。基础配套设施包括与大事件相关的公共服务与基础设施及环境改造等方面的建设, 其中尤以城市交通设施的建设最为显著, 城市内外交通系统往往在大事件举办过程中产生结构性飞跃, 从而极大提高城市发展的能级和要素流动水平, 有力带动新城区的高速发展。
4 结论
符合城市空间发展规律的大事件, 往往能够促进合理的地区功能塑造:通过对城市局部地区功能的改善, 大事件能够激活周边地块的价值提升并产生连锁反应, 从而对周边地区的发展形成显著的触媒作用。这一过程不仅以类似裂变的方式为周边地区带来大量的发展机遇, 同时也能通过促进地区功能的完善和城市结构的整合, 为城市发展提供持续强大的推动力。通过对江苏省南通市的实证研究表明, 不仅仅是大城市, 二、三线城市也可以通过大事件的机遇实现地区的腾飞, 大事件营销正成为一种越来越普遍的推动城市发展的政府手段。
但是二、三线城市难以承办国际性超大规模的重大赛事, 相应的配套设施投入以及对城市发展的影响也要小于一线城市。因此二、三线城市的城市空间效应难以依靠一件大事件获得持续发展的动力。南通新城区的发展过程中存在一系列的推动力量, 这表明合理地善加利用大事件营销可以使城市空间发展产生一加一大于二的效果。
摘要：从大事件营销的角度对南通市新城区的发展进行分析, 指出南通市通过省运会这一大事件, 激活周边地块的价值提升并产生连锁反应, 从而对地区发展形成显著的触媒作用。这一过程为南通新市级中心周边地区带来发展机遇, 同时也通过促进地区功能完善和城市结构整合, 为城市长期发展提供持续强大的推动力。实证研究表明, 不仅仅是大城市, 二、三线城市也可以通过大事件的机遇实现地区腾飞, 大事件营销正成为一种日益普遍的推动城市发展的政府手段。
关键词：大事件,南通新城区,空间效应
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