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數(shù)據(jù)分析論文:關(guān)于我國電子商務(wù)企業(yè)的數(shù)據(jù)分析方法的探討

為了驗證所提煉的因子影響程度及重要程度、檢驗問卷結(jié)構(gòu)效度和后續(xù)回歸分析的需要，本文首先對調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行了因子分析，剔除不符合要求的題目，最終得到問卷；然后，使用spss軟件對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行信度、效度、描述性統(tǒng)計、方差和相關(guān)分析；最后，建立回歸方程模型對假設(shè)進(jìn)行檢驗。

1因子分析模型及其統(tǒng)計檢驗

因子分析是一種通過顯在變量測評潛在變量，通過具體指標(biāo)測評抽象因子的統(tǒng)計分析方法。因子分析的目的即在找出量表潛在的結(jié)構(gòu)，減少題目的數(shù)目，使之成為一組數(shù)量較少而彼此相關(guān)較大的變量。在本文中以主成分因素抽取法抽取共同因素，根據(jù)kaiesr（1960）的觀點選取特征值大于1.0以上的共同因素，再以最大變異法進(jìn)行共同因素正交旋轉(zhuǎn)處理，保留共同度大于0.6以及因素負(fù)荷量大于0.5以上的題目。因素負(fù)荷量為碩士論文因素結(jié)構(gòu)中原始變量與抽取出共同因素相關(guān)，負(fù)荷量越高表示該題目在該共同因素的重要性越大。共同度和特征值是因子分析的兩個重要指標(biāo)。共同度是每個變量在每個共同因子的負(fù)荷量的平方和，也就是個別變量可以被共同因子解釋的變異量百分比，是個別變量與共同因子間多元相關(guān)的平方。特征值是每個變量在某一共同因子的因子負(fù)荷量的平方總和。

因子分析的數(shù)學(xué)模型及其統(tǒng)計檢驗描述如下：

彼此之間是獨立的，則模型（4.1）稱為正交因子模型；相反，如果公共因子彼此之間有一定相關(guān)性，則稱為斜交因子模型。由于斜交因子模型比較復(fù)雜，在本文中只考慮正交因子模型，而且假定各公共因子的均值為0，方差為1。

模型中的矩陣a稱為因子載荷矩陣，a稱為因子“載荷”，是第i個變量在第j個因子上的負(fù)荷。因子載荷陣的求解方法有很多，本文用常用的主成分分析法，求解載荷陣得到僅包含m個因子的因子載荷陣。主要問題就在于如何通過spss統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)的分析來估計因子載荷矩陣a，負(fù)荷量大的指標(biāo)給予保留，否則剔除。保留下來的指標(biāo)所構(gòu)成的體系就是本文最終研究得到的指標(biāo)體系。關(guān)于因子載荷的檢驗有：模型的標(biāo)準(zhǔn)化，這主要是為了得到抽象的因子含義，即對因子各維度進(jìn)行命名；變量共同度檢驗，變量的共同度越高，說明該因子分析模型的解釋能力越高；因子的方差貢獻(xiàn)檢驗，用因子的累計方差貢獻(xiàn)率來確定公共因子提取的個數(shù)，也就是尋找一個使得累計方差貢獻(xiàn)率達(dá)到較大百分比的自然數(shù)，即最終提取方差貢獻(xiàn)大于1的因子作為公共因子。

由于本文的論題是電子商務(wù)環(huán)境下服務(wù)業(yè)企業(yè)績效評價指標(biāo)體系構(gòu)建，本文主要運用平衡計分卡把評價指標(biāo)體系分為四個方面，18個二級指標(biāo)作為18個因子，按照因子分析法來選取有效指標(biāo)，各項指標(biāo)在選取時，需要遵循兩個原則，一是該指標(biāo)在以前的研究中出現(xiàn)的概率，二是指標(biāo)與所要研究的問題的潛在相關(guān)性。本文在四個方面的指標(biāo)的選取上，另外考慮了①全面性，要求所選的指標(biāo)能反映企業(yè)的經(jīng)營、客戶、企業(yè)學(xué)習(xí)與成長、財務(wù)方面的狀況；②有效性，要求選擇那些能夠?qū)︻A(yù)測企業(yè)的整體狀況有指示作用的重要指標(biāo)；如，若各項指標(biāo)的雙尾t檢驗的顯著性概率小于0.05，則能有效的反映企業(yè)的四個方面的狀況，反之，則是無效指標(biāo)，應(yīng)剔除。③同趨勢性，即當(dāng)各項指標(biāo)增大時，表示企業(yè)的整體狀況改善，反之當(dāng)各項指標(biāo)減少時，表示企業(yè)的整體狀況惡化；④可操作性，采用易得到的數(shù)據(jù)。

2信度、效度、描述性統(tǒng)計、方差和相關(guān)分析方法

信度分析是采用一定的方法來衡量回收問卷中各變量的內(nèi)部一致性，它主要考查的是問卷測量的可靠性，檢驗每一個因素中各個題目測量相同或相似的特性。本文采用克隆巴赫（cronbach a）一致性系數(shù)檢驗量表的信度和各分量表的信度。效度分析是采用一定的方法對問卷的理論構(gòu)思效度進(jìn)行驗證。首先，必須對題目的結(jié)構(gòu)、測量的總體安排以及題目見的關(guān)系做出說明，然后運用一定的方法從數(shù)據(jù)中得出基本構(gòu)思，以此來對測量構(gòu)思的效度進(jìn)行分析。用于評價結(jié)構(gòu)效度的主要指標(biāo)有累積貢獻(xiàn)率、共同度和因子負(fù)荷。累積貢獻(xiàn)率反映公因素對量表或問卷的累積有效程度，共同度反映由公因素解釋原變量的有效程度，因子負(fù)荷反映原變量與某個公因素的相關(guān)度。描述性統(tǒng)計分析是對各維度中的測量題目的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、方差等描述性統(tǒng)計量碩士論文進(jìn)行統(tǒng)計，了解各維度中題目設(shè)置的水平。方差分析又稱變異數(shù)分析或f檢驗，其目的是推斷兩組或多組資料的總體均數(shù)是否相同，檢驗兩個或多個樣本均數(shù)的差異是否具有統(tǒng)計學(xué)意義。

方差分析對客觀事物數(shù)量進(jìn)行依存關(guān)系的分析，主要刻畫兩類變量間線性相關(guān)的密切程度，其兩個變量全是隨機(jī)變量，且處于平等地位。兩變量之間的相關(guān)關(guān)系可以通過繪制散點圖或計算相關(guān)系數(shù)來反映。

3回歸模型及其統(tǒng)計檢驗

現(xiàn)實世界中，一個事物的運動變化，總是與其他事物相關(guān)聯(lián)。其中，有的還存在因果關(guān)系，這種因果關(guān)系有的是線性的，有的是非線性的。當(dāng)預(yù)測對象與其影響因素的關(guān)系是線性的，且只有一個影響因素時，就可以用一元線性回歸方法建立其一元線性回歸預(yù)測模型，來表述和分析其因果關(guān)系；當(dāng)有兩個或多個影響因素同時作用于一個預(yù)測對象時，則用多元線性回歸法建立多元線性回歸預(yù)測模型。

本文就是以多對一的關(guān)系，因此，用多元線性回歸模型進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。對于多元線性回歸模型及其統(tǒng)計檢驗描述如下：

當(dāng)預(yù)測對象y同時受到多個解釋變量x1,x2,...,xm影響，且各個xj(j=1,2,...,m)與y都近似地表現(xiàn)為線性相關(guān)時，則可建立多元線性回歸模型來進(jìn)行預(yù)測和分析，模型為：

3）回歸方程整體顯著性檢驗

回歸模型的顯著性檢驗包括兩個方面，即回歸方程的顯著性檢驗和回歸系數(shù)的顯著

性檢驗。

（1）回歸方程的顯著性檢驗

回歸方程的顯著性檢驗用于檢驗被解釋變量與所有解釋變量之間的線性關(guān)系是否顯著。回歸模型總體函數(shù)的線性關(guān)系是否顯著，其實質(zhì)就是判斷回歸平方和與殘差平方和之比值的大小問題，可以通過方差分析的思想，構(gòu)造f統(tǒng)計量來進(jìn)行檢驗，f檢驗是用來檢驗多元線性回歸模型的總體效果。

（2）回歸系數(shù)顯著性檢驗

回歸方程總體顯著并不意味著每個解釋變量對被解釋變量的影響都是重要的，還需要對每個回歸系數(shù)的顯著性進(jìn)行檢驗?；貧w系數(shù)顯著性檢驗通過構(gòu)造t統(tǒng)計量來進(jìn)行，

4）殘差正態(tài)性檢驗

殘差e是隨機(jī)擾動項ε的體現(xiàn)。對殘差進(jìn)行分析的目的是檢驗隨機(jī)擾動項是否服從經(jīng)典假設(shè)。殘差分析的內(nèi)容包括殘差正態(tài)性檢驗、序列相關(guān)檢驗、異方差檢驗等。本文應(yīng)用殘差的累計概率散點圖進(jìn)行殘差正態(tài)性檢驗。

5）異方差檢驗

異方差常常表現(xiàn)為殘差隨某個解釋變量取值的變化而變化，因此，檢驗隨機(jī)擾動項是否存在異方差可以通過繪制被解釋變量與解釋變量的散點圖來簡單的判斷。如果散點圖呈帶狀分布，則不存在異方差；如果隨著解釋變量的增大，被解釋變量波動逐漸增大或減少，則很可能存在異方差的現(xiàn)象。實踐中，常常使用加權(quán)最小二乘法消除異方差。

7）多重共線性檢驗

所謂多重共線性是指各個解釋變量之間存在線性關(guān)系或接近線性關(guān)系的現(xiàn)象。多重共線性常常會導(dǎo)致回歸系數(shù)方差增大，從而使得t檢驗難以通過。用spss檢驗多重共線性共有四種方法：容忍度、方差膨脹因子、條件指數(shù)和方差比例。本文選用條件指數(shù)和比例方差這兩種方法來檢驗共線性。

（2）方差比例

通過對解釋變量協(xié)差陣進(jìn)行矩陣分解，協(xié)差陣的每個特征根可以解釋各個解釋變量方差的一部分。若對于幾個不同的解釋變量，某個特征根能夠解釋的方差比例都很高（一般認(rèn)為都超過50%），則可以認(rèn)為這幾個解釋變量之間存在較強(qiáng)的共線性。

需要注意的是，多元線性回歸模型的構(gòu)建中，可能會遇到多重共線性的問題。如果變量完全相關(guān)，則不存在，最小二乘法失效。應(yīng)用最小二乘法估計回歸系數(shù)的一個重要條件就是自變量之間為不完全的線性相關(guān)。如果這種相關(guān)程度較低，其影響可以忽略；擔(dān)任若高度相關(guān)時，則回歸系數(shù)無效或無意義，因而所建模型無效或無意義。這時應(yīng)該選擇其他新的自變量以替代相關(guān)的變量或采用其他方法來建立模型。在本文中就是采用其他新的自變量，從模型中剔除不顯著的變量，在這里剔除的是意義相對次要的變量。

數(shù)據(jù)分析論文:作為市場化的人口流動——第五次全國人口普查數(shù)據(jù)分析

「內(nèi)容提要文章利用2000年第五次全國人口普查等有關(guān)資料，分析了改革以來中國大規(guī)模人口遷移的空間分布特征、決定因素，及其與市場化改革之間的關(guān)系。城鄉(xiāng)二元分割的戶籍制度使得中國大規(guī)模人口遷移在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中具有區(qū)別一般遷移理論的獨特之處。伴隨經(jīng)濟(jì)增長的市場化改革程度和市場發(fā)育的不平衡性，是決定人口遷移基本方向的一個重要因素。加快城鄉(xiāng)戶籍制度改革和勞動力市場建設(shè)，特別是清除阻礙勞動力市場發(fā)育的各種制度性障礙，將起到引導(dǎo)和規(guī)范人口遷移、促進(jìn)持續(xù)經(jīng)濟(jì)增長的雙重作用。

「關(guān)鍵詞人口遷移/戶籍制度/市場化改革

改革以來中國發(fā)生的大規(guī)模人口遷移，是制度變遷和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型共同作用的結(jié)果。中國傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟(jì)體制是圍繞推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略而形成的。在資本稀缺的經(jīng)濟(jì)中，推行資本密集型重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，不可能依靠市場來引導(dǎo)資源配置，因而必須通過計劃分配的機(jī)制把各種資源按照產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)先序進(jìn)行配置。由此，以資本和勞動力為代表的資源或生產(chǎn)要素，既無必要，也不允許根據(jù)市場價格信號自由流動，因此，隨著20世紀(jì)50年代這種發(fā)展戰(zhàn)略格局的確定，一系列相關(guān)制度安排把資本和勞動力的配置，按照地域、產(chǎn)業(yè)、所有制等分類人為地“畫地為牢”，計劃之外的生產(chǎn)要素流動成為不合法的現(xiàn)象。其中把城鄉(xiāng)人口和勞動力分隔開的戶籍制度，以及與其配套的城市勞動就業(yè)制度、城市偏向的社會保障制度、基本消費品供應(yīng)的票證制度、排他性的城市福利體制等，阻礙了勞動力這種生產(chǎn)要素在部門間、地域上和所有制之間的流動。在這種制度下，不存在勞動力市場，農(nóng)村居民沒有政府的許可不可能向城市流動，勞動和人事部門通過計劃來控制勞動力跨部門流動。

1978年底開始的農(nóng)村家庭承包制改革，使農(nóng)戶成為其邊際勞動努力的剩余索取者，從而解決了制度下因平均分配原則而長期解決不了的激勵問題（meng，2000）。與此同時，政府開始對價格進(jìn)行改革，誘導(dǎo)農(nóng)民提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率。在農(nóng)業(yè)剩余勞動力被釋放出來后，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)活動更高的報酬吸引勞動力轉(zhuǎn)移（cook，1999），從而推動農(nóng)村生產(chǎn)要素市場的發(fā)育，原來主要集中在農(nóng)業(yè)的勞動力開始向農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、小城鎮(zhèn)甚至大中城市流動。

由于各種阻礙勞動力流動的障礙尚未拆除，以及政府鼓勵農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移的政策引導(dǎo)，20世紀(jì)80年代前期的勞動力轉(zhuǎn)移以從農(nóng)業(yè)向農(nóng)村非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主，主要是在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中就業(yè)，即所謂的“離土不離鄉(xiāng)”。但隨著鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)遇到來自國有企業(yè)、“三資”企業(yè)和私人企業(yè)越來越強(qiáng)勁的競爭，必須提高技術(shù)水平和產(chǎn)品質(zhì)量，因而鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)資本增加的速度逐漸加快，吸納勞動力的速度相應(yīng)減緩。農(nóng)村勞動力面臨著越來越強(qiáng)烈的跨地區(qū)轉(zhuǎn)移的壓力。與此同時，外商投資企業(yè)、中外合資企業(yè)、私營企業(yè)和股份公司等其他非國有部門在東部地區(qū)發(fā)展較快，擴(kuò)大了對勞動力需求，并成為消除制約勞動力流動體制障礙的一支重要力量。

隨著農(nóng)村勞動力就地轉(zhuǎn)移渠道日益狹窄，1983年政府開始允許農(nóng)民從事農(nóng)產(chǎn)品的長途販運和自銷，第一次給予農(nóng)民異地經(jīng)營以合法性。1984年進(jìn)一步放松對勞動力流動的控制，甚至鼓勵勞動力到臨近小城鎮(zhèn)打工。1988年中央政府則開了先例，允許農(nóng)民自帶口糧進(jìn)入城市務(wù)工經(jīng)商。到20世紀(jì)90年代，中央政府和地方政府分別采取一系列措施，適當(dāng)放寬對遷移的政策限制，也就意味著對戶籍制度進(jìn)行了一定程度的改革。例如，許多各種規(guī)模的城市很早就實行了所謂的“藍(lán)印戶口”制度，把絕對的戶籍控制變?yōu)檫x擇性地接受。此外，1998年公安部對若干種人群開了進(jìn)入城市的綠燈，如子女可以隨父母任何一方進(jìn)行戶籍登記，長期兩地分居的夫妻可以調(diào)動到一起并得以戶籍轉(zhuǎn)換，老人可以隨子女而獲得城市戶口，等等。雖然執(zhí)行時在一些大城市遇到阻力，但至少在中央政府的層次上為戶籍制度的進(jìn)一步改革提供了合法性依據(jù)。城市福利制度的改革也為農(nóng)村勞動力向城市流動創(chuàng)造了制度環(huán)境。80年代后期開始逐步進(jìn)行的城市經(jīng)濟(jì)改革，如非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，糧食定量供給制度的改革，以及住房分配制度、醫(yī)療制度及就業(yè)制度的改革，降低了農(nóng)民向城市流動并居住下來和尋找工作的成本。

與其他方面的政策改革相比，戶籍制度改革在很長時間里沒有實質(zhì)性的突破，成為勞動力流動的最大障礙。所有在就業(yè)政策、保障體制和社會服務(wù)供給方面對外地人的歧視性對待，都根源于戶籍制度。隨著時間推移，兩方面的因素變化推動政府對遷移政策進(jìn)行改革。一是城市戶籍制度不再擁有外部或隱含的福利，也就是地方政府不再根據(jù)個人的戶籍來提供就業(yè)、社會福利等各方面保障。這樣，城市人口規(guī)模擴(kuò)張不會給地方政府增添額外財政負(fù)擔(dān)。二是地方政府意識到，勞動力流動不僅帶來資源重新配置，而且也是城市融資的一個重要來源。這樣，市場化發(fā)育水平相異的城市根據(jù)各自目標(biāo)來推進(jìn)城市戶籍制度改革。

可見，通過戶籍制度及一系列其他阻礙人口遷移的制度因素的改革而推動的勞動力流動，不僅是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要內(nèi)容，也是整個經(jīng)濟(jì)體制向市場機(jī)制轉(zhuǎn)變的重要進(jìn)程，并且以其他領(lǐng)域改革的進(jìn)展為前提。這個轉(zhuǎn)變或改革的結(jié)果便是勞動力市場的形成與發(fā)育，勞動力資源越來越多地由市場來配置。而在整個經(jīng)濟(jì)不斷市場化的過程中，人口遷移也表現(xiàn)出轉(zhuǎn)軌時期的特點。這是中國轉(zhuǎn)軌時期人口遷移的特殊性所在。本文旨在利用2000年人口普查資料來分析人口流動與市場化之間的關(guān)系。

一、轉(zhuǎn)軌時期人口遷移理論

人口和勞動力在地區(qū)間的流動，是勞動力市場在空間上從不均衡向均衡轉(zhuǎn)變的過程。發(fā)展中國家在其經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，伴隨著工業(yè)化和城市化發(fā)展，大量農(nóng)村人口和勞動力從農(nóng)村流向城市，從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門流向生產(chǎn)率較高的工業(yè)部門。劉易斯（lewis ，1954）認(rèn)為，發(fā)展中國家存在著典型的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，農(nóng)村存在著大量剩余勞動力和隱蔽性失業(yè)，農(nóng)業(yè)中勞動力的邊際生產(chǎn)力幾乎等于零或為負(fù)值，農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)部門流出不會對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出帶來負(fù)面影響，反而使留在農(nóng)業(yè)部門勞動力的邊際產(chǎn)出不斷提高；隨著城市中勞動力數(shù)量不斷增加，城市工資水平開始下降，直至城市部門的工資水平與農(nóng)業(yè)部門的工資水平相等，農(nóng)村勞動力向城市流動才會停止。在劉易斯的模型中，勞動力在城鄉(xiāng)之間可以自由流動，不存在顯著的制度性障礙。城市現(xiàn)代部門的較高工資水平和傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門的低工資水平，是勞動力在城鄉(xiāng)之間流動的驅(qū)動力量。在托達(dá)羅（todaro，1969；harris和todaro，1970）兩部門模型分析中，農(nóng)村人口和勞動力的遷移取決于城市的工資水平和就業(yè)概率，當(dāng)城市的預(yù)期收入水平和農(nóng)村的工資水平相等時，勞動力在城鄉(xiāng)之間分配和遷移都達(dá)到均衡。

由于城市經(jīng)濟(jì)存在著現(xiàn)代正規(guī)部門和非正規(guī)部門之分，農(nóng)村勞動力向城市遷移首先進(jìn)入非正規(guī)部門，然后才有可能進(jìn)入正規(guī)部門就業(yè)。城市正規(guī)部門就業(yè)創(chuàng)造率越大，越有利于將更多的非正規(guī)部門勞動力轉(zhuǎn)入正規(guī)部門；城鄉(xiāng)收入差距越大，從農(nóng)村流向城市非正規(guī)部門勞動力數(shù)量越多，城市非正規(guī)部門勞動力規(guī)模也越大。由于城市正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造率取決于工業(yè)產(chǎn)出增長率及該部門的勞動生產(chǎn)率增長率，城市工業(yè)的快速增長將有利于提高正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造率，從而減少城市非正規(guī)部門的勞動力規(guī)模。但是，這個效應(yīng)有可能被城市工資增長所誘發(fā)的大量新增農(nóng)村勞動力流入所抵消。因此，城市正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造結(jié)果帶來了城市失業(yè)率的上升。

費爾茨（fields，1974）認(rèn)為，托達(dá)羅模型中沒有考慮農(nóng)村勞動力在城市正規(guī)部門尋找工作的概率問題。由于非正規(guī)部門勞動力獲得正規(guī)部門就業(yè)機(jī)會的相對概率較低，流入城市的農(nóng)村勞動力大多數(shù)只能滯留于非正規(guī)部門。他們之所以能夠接受較低的工資水平，主要是在于他們預(yù)期能夠從得到的城市正規(guī)部門工作機(jī)會中獲得補(bǔ)償。在托達(dá)羅模型基礎(chǔ)上，費爾茨引入了搜尋工作機(jī)會的觀點，一方面強(qiáng)調(diào)了城市制度工資和相對就業(yè)概率對遷移過程的影響，另一方面也指出，非正式部門大量不充分就業(yè)的勞動力保證了勞動力市場實現(xiàn)均衡時的失業(yè)率低于托達(dá)羅模型得出的估計。非正式部門大量不充分就業(yè)的勞動力存在，在一定程度上緩解了城市的失業(yè)問題。

隨著勞動力流動，城鄉(xiāng)勞動力市場開始相互作用。但是，根據(jù)托達(dá)羅理論，城市失業(yè)率上升將起到減緩人口繼續(xù)向城市遷移。如果依據(jù)費爾茨的觀點，城市勞動力市場似乎對農(nóng)村勞動力流動的影響不大。相比之下，在成熟的市場經(jīng)濟(jì)中，城市的失業(yè)率是影響勞動力流動的重要因素。托普爾（topel ，1986）利用美國人口普查資料研究發(fā)現(xiàn)，1970～1980年，美國東部、中部和北部各州的平均失業(yè)率相對于全國水平上升了23%，同時西部和西南部各州的失業(yè)率卻顯著下降。同期，人口遷移的空間流向恰好與此相反，人口凈流入地區(qū)為西部和西南部地區(qū)，東部、中部和北部均為人口凈流出地區(qū)。

中國的人口遷移不僅具有發(fā)展中國家的一般特征，而且還有經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)型的獨特之處。如前所述，中國特有的戶籍制度及其改革過程，為人口和勞動力自由流動和擇業(yè)提供了制度基礎(chǔ)，這也是研究其他國家人口遷移的理論沒有遇到過的問題。隨著時間的推移，包括戶籍制度在內(nèi)的各項市場化改革措施必然對人口與勞動力遷移產(chǎn)生顯著影響。同時，城市就業(yè)環(huán)境變化也為我們觀察城鄉(xiāng)勞動力市場的相互作用提供了條件。

首先，不僅是城鄉(xiāng)之間、地區(qū)之間的收入差距驅(qū)動人口的遷移，市場化水平在城鄉(xiāng)和地區(qū)間的差異也直接影響農(nóng)村勞動力遷移決策，從而形成特定的遷移流向。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期，資本相對稀缺而勞動力相對豐富。因此，中國經(jīng)濟(jì)的比較優(yōu)勢在勞動密集型產(chǎn)業(yè)。在20世紀(jì)80年代以前的經(jīng)濟(jì)增長模式下，由于政府采取人為扭曲資金價格的方式，在資金密集型產(chǎn)業(yè)上投資過多，抑制了具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的扭曲，資源配置效率的損失。經(jīng)濟(jì)改革以來，通過一系列制度變革，資源配置逐漸轉(zhuǎn)向勞動力較為密集的產(chǎn)業(yè)，較好地發(fā)揮了中國勞動力資源豐富的比較優(yōu)勢。產(chǎn)品和生產(chǎn)要素市場的發(fā)育帶來了資源重新配置效率的改善，對經(jīng)濟(jì)增長做出了重要的貢獻(xiàn)（cai 等，2002）。由于生產(chǎn)要素市場發(fā)育上在地區(qū)之間不平衡，這種資源重新配置的效果主要體現(xiàn)在沿海地區(qū)。2000年，92.1%進(jìn)出口貿(mào)易集中在東部地區(qū)，中西部地區(qū)分別為4.3%和3.6%.同年，86.5%的外商直接投資集中在東部地區(qū)，中西部地區(qū)分別為8.9%和4.6%.因此，勞動力遷移在東部地區(qū)更為活躍，遷移的流向也以從中西部地區(qū)向東部地區(qū)為特征。

其次，正如在其他國家觀察到的那樣，較大的遷移距離增加了交通成本、弱化了社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和目的地的就業(yè)信息，減少了遷移者的收益預(yù)期，因此，遷移距離上升降低了遷移發(fā)生概率。工作的不穩(wěn)定性和信息獲得的不確定性，不僅造成了遷移流向是一個從縣內(nèi)流向縣外，從省內(nèi)向省外的漸進(jìn)過程，而且使得親友等社會網(wǎng)絡(luò)成為遷移者獲得非正規(guī)部門就業(yè)信息的主要方式。格林伍得（greenwood ，1969）認(rèn)為，遷移存量對人口在地區(qū)之間遷移扮演著社會網(wǎng)絡(luò)的作用。先前的遷移可以為后來者提供信息和其他方面的幫助，減少遷移風(fēng)險，從而對后期的遷移產(chǎn)生影響。蔡f ǎng＠①（cai ，1999）研究發(fā)現(xiàn)，75.8%的省內(nèi)遷移者、82.4%的跨省遷移者的就業(yè)信息獲得是通過住在城里或在城里找到工作的親戚、老鄉(xiāng)、朋友獲得的。因此，農(nóng)村勞動力向城市流動通常受到距離所反映出的社會網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)弱的限制，形成分階段遷移。

第三，盡管戶籍制度繼續(xù)阻隔著農(nóng)村勞動力向城市遷移，但市場化改革使得城鄉(xiāng)勞動力市場開始融合，城市就業(yè)環(huán)境變化必然對農(nóng)村勞動力向城市流動帶來影響。隨著國有企業(yè)虧損和非國有部門擴(kuò)大，越來越多的原國有企業(yè)職工開始和遷移者在非正式部門展開就業(yè)競爭。在這種情況下，農(nóng)村勞動力“是走還是留”，取決于正式部門和非正式部門的就業(yè)狀況，而且其決策通常是暫時的，而不是長期的。這與harris和todaro（1970）模型中所討論的情況（遷移者在非正式部門臨時就業(yè)、等待得到正式部門就業(yè)機(jī)會），以及sethuraman（1981）觀察到其他發(fā)展中國家的情況（大多數(shù)遷移者將他們在非正式部門就業(yè)視為永久性的）都有顯著差異。一個普遍觀察到的現(xiàn)象是，中國農(nóng)村勞動力向城市和發(fā)達(dá)地區(qū)流動，通常具有季節(jié)性特點，最多以年為單位在原住地和遷入地之間往返，呈現(xiàn)出“鐘擺式”的流動模式。正如solinger（1999）指出的那樣，城市對農(nóng)村勞動力的大量需求是推進(jìn)戶籍制度改革的必要條件。在非國有經(jīng)濟(jì)、特別是外商投資較快的地區(qū)，市場力量日益顯現(xiàn)，遷移受到鼓勵。

二、空間分布特征變化

1990年以來，中國地區(qū)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，吸引了中西部地區(qū)勞動力向東部地區(qū)流動。同時，要素市場發(fā)育及資源配置市場化程度，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長越來越起著主導(dǎo)性的作用。東部地區(qū)不僅對外開放時間早，而且市場發(fā)育迅速，較高的市場化水平不斷消除了勞動力等要素跨地區(qū)間流動的制度性障礙，以至成為勞動力流動的主要吸納地區(qū)。而勞動力向東部地區(qū)流動反過來也推動了該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，改善了勞動力資源配置效率（cai 等，2002）。表1顯示了人口遷移空間分布狀況的長期變化。1987～2000年，人口遷移的空間分布特征是：地區(qū)內(nèi)部遷移（其中主要是省內(nèi)遷移）比例始終高于地區(qū)間的遷移比例。但地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間的遷移比例則隨著時間不斷發(fā)生變化。東部地區(qū)內(nèi)部遷移比例提高，東部地區(qū)流向中西部地區(qū)的比例下降。而中西部正好與此相反，中部和西部地區(qū)內(nèi)部遷移比例趨于下降，中部向西部、西部向中部的遷移比例也在下降，而中西部向東部地區(qū)流入比例不斷上升。

注：（1）從統(tǒng)計口徑上看，1987年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的市、鎮(zhèn)和縣之間的遷移人口；1990年遷移數(shù)量包括遷入時間在1年以上的市、縣之間的遷移人口；1995年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的市，區(qū)、縣之間的遷移人口；2000年遷移數(shù)量包括遷入時間在半年以上的鄉(xiāng)、鎮(zhèn)、街道之間的遷移人口。（2）全部遷移人口包括地區(qū)內(nèi)部和地區(qū)之間的人口遷移，不同年份在遷移時間規(guī)定和遷移范圍上的差別對地區(qū)之間分布會帶來一定影響。盡管如此，我們?nèi)钥梢员容^不同年份之間遷移流向的變化。

資料來源：《1987年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料》、《中國1990年人口普查資料》、《中國2000年人口普查資料》。

根據(jù)2000年第五次人口普查的10%資料顯示，全部遷移人口數(shù)量為1246萬，占總?cè)丝诘?0.6%，其中省內(nèi)遷移為7.7%、跨省遷移為2.9%.在總遷移人口中，省內(nèi)遷移的比重始終很高，為73.4%.當(dāng)我們描述跨省遷移的流向時，其主要以東部地區(qū)為遷移目的地的傾向更加明顯。表2給出了三類地區(qū)跨省遷移比例的空間交叉分布。2000年，東部地區(qū)跨省遷移近65%集中在東部其他各省（市），中部地區(qū)跨省遷移超過84%集中在東部地區(qū)，西部地區(qū)跨省遷移超過68%集中在東部地區(qū)。從時間趨勢上看，1987～2000年，東部地區(qū)內(nèi)部跨省遷移比例上升了近15%，而中西部地區(qū)向東部地區(qū)遷移比例上升將近24%，后者比前者高出9個百分點。

從流動的出發(fā)地和目的地看，遷移可以被劃分為城市到城市的遷移、城市到農(nóng)村的遷移、農(nóng)村到農(nóng)村的遷移和農(nóng)村到城市的遷移四種主要類型。從這種類型劃分來觀察地區(qū)間遷移的流向，也有助于我們理解轉(zhuǎn)軌時期中國人口遷移的特點。從全國來看，城市到城市的遷移和農(nóng)村到城市的遷移是目前遷移的主要形式。2000年，兩者合計占總遷移人口的77.9%，而且農(nóng)村到城市遷移的比重（40.7%）大于城市到城市的遷移（37.2%）。農(nóng)村到農(nóng)村的遷移比重較低，僅占全部遷移的18.2%.而城市到農(nóng)村的遷移比例最低，不到總遷移人口的1/25.從時間趨勢看，城市到城市的遷移所占比重，在東部、中部和西部三類地區(qū)都呈現(xiàn)上升趨勢，而農(nóng)村到城市的遷移比重略呈下降趨勢。

三、遷移的決定因素：計量分析

在遷移決定因素的實證分析中，早期的遷移模型將重力遷移模型和就業(yè)為目的的遷移模型合二為一，假定遷移數(shù)量不僅與遷入地和遷出地的人口和遷移距離有關(guān)，而且取決于兩個地區(qū)之間的工資和失業(yè)率的比較。通常，采用下列雙對數(shù)模型來分析這些因素對遷移流向的影響（lowry ，1966；greenwood ，1969；fields，1979）。即：。式中，m 為遷移率，x為影響遷移流向的各種因素，d 為遷移距離，i ，j 分別為遷出地和遷入地。

舒爾茨（schultz ，1982）認(rèn)為，人口變量反映的是其他影響遷移而沒有在模型出現(xiàn)的社會經(jīng)濟(jì)變量的作用，它沒有行為學(xué)上的意義。由于遷移是人口增長的一部分，在遷移實證模型中引入人口規(guī)模會帶來計量上的共同偏差（fields，1979）。而且，由于遷移存量實際上是人口規(guī)模的一部分，如果在實證模型中同時引入這兩個變量，將帶來嚴(yán)重的多重共線問題，大大降低回歸參數(shù)估計的效率。因此，通常做法是在實證模型中不引入人口變量。

在回歸方程的函數(shù)形式選擇上，費爾茨（fields，1979）認(rèn)為，遷移決策本質(zhì)上是在相互排斥的替代方案之間的一種選擇，非對稱模型比對稱模型對人口遷移具有更強(qiáng)的解釋能力。此外，雙對數(shù)線性回歸方程還能夠消除奇異值和異方差對估計效率的影響，滿足理論上就業(yè)機(jī)會與工資之間的乘積要求，以及提高回歸方程的擬合程度等。他選擇了滯后解釋變量辦法來消除解釋變量的內(nèi)生性問題。我們也采用了所有解釋變量數(shù)據(jù)均為1995年數(shù)據(jù)的辦法來解決遷移模型的內(nèi)生性問題。

本文數(shù)據(jù)來自2000年第五次全國人口普查長表資料（10%樣本）和微觀數(shù)據(jù)（長表1%樣本），1995年全國1%人口抽樣調(diào)查資料及國家統(tǒng)計局《中國統(tǒng)計年鑒（1996）》。在數(shù)據(jù)處理上，正式出版的第五次人口普查長表資料沒有農(nóng)村向城市跨省遷移勞動力數(shù)量及其失業(yè)率數(shù)據(jù)，我們利用第五次全國人口普查的微觀數(shù)據(jù)計算了這些數(shù)據(jù)。用于回歸分析變量的統(tǒng)計值見表3.

表3用于回歸分析變量的統(tǒng)計值

注：*根據(jù)微觀數(shù)據(jù)計算。

遷移率的計算，我們采用格林伍得（greenwood ，1969）的定義，用1995年11月1日至2000年10月30日從省遷到省的人口數(shù)，除以1995年11月1日以前住在省的人口數(shù)。根據(jù)長表計算得到的遷移率，包括了所有年齡段跨省農(nóng)村到城市、城市到城市、農(nóng)村到農(nóng)村、城市到農(nóng)村的四種類型遷移人口；用微觀數(shù)據(jù)計算15～64歲農(nóng)村勞動力向城市的遷移率。按照這種方法計算得到的兩個遷移率的平均值都不高（見表3）。

遷移距離為省會之間鐵路公里數(shù)。中國地域遼闊，鐵路是中國跨省遷移的主要交通方式。這點可以從每年春節(jié)農(nóng)民工返鄉(xiāng)造成的鐵路擁擠狀況中得到印證。遷移距離不僅反應(yīng)了用于直接交通費用的高低，而且在一定程度上代表了遷移所帶來的心理成本大小。隨著遷移距離增加，遷移帶來的不確定性和遷移風(fēng)險也會上升，遷移成本隨之增加（schultz ，1982；greenwood，1975）。這在勞動力市場不發(fā)達(dá)的情況下尤其如此。

直接用城市工工資收入和農(nóng)村人均純收入來作為工資率的變量顯然不合適。隨著收入多元化，相當(dāng)于實際收入的部分并沒有反映到名義收入之中，城鄉(xiāng)收入在可比性上也存在一定問題（solinger，1995；jefferson ，1992）。奧尼爾（o'neill ，1970）建議采用消費指標(biāo)來克服收入指標(biāo)作為工資率變量上的不足。我們利用各省城鄉(xiāng)人口作為權(quán)重，對城鄉(xiāng)居民人均消費支出進(jìn)行加權(quán)平均，作為各省的工資率變量，預(yù)期工資率對遷移流向存在兩種不同的效應(yīng)。其中，遷入地為正向效應(yīng)，而遷出地為負(fù)向效應(yīng)。

1995年全國1%抽樣調(diào)查和第五次人口普查都對城鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)狀況進(jìn)行了統(tǒng)計。1995年調(diào)查問卷中有三項指標(biāo)用來測度勞動力在調(diào)查前一周是否處于失業(yè)狀態(tài)：第一項是從未工作正在找工作，第二項是失去工作正在找工作，第三項是企業(yè)停產(chǎn)等待安置的勞動力。2000年人口普查只包括前兩項。據(jù)此可以計算得到1995年和2000年城鄉(xiāng)勞動力的失業(yè)率，分別為2.2%和3.6%.由于城鄉(xiāng)勞動力的失業(yè)率包括了農(nóng)村勞動力，這低估了城市勞動力市場的就業(yè)狀況。《中國2000年人口普查資料》公布了分城市、鎮(zhèn)和農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)活動人口資料，據(jù)此計算的城市、鎮(zhèn)和農(nóng)村的失業(yè)率分別為9.4%、6.2%、1.2%.利用2000年微觀數(shù)據(jù)計算的城市本地勞動力、城市向城市遷移勞動力、農(nóng)村向城市遷移勞動力的失業(yè)率，分別為9.1%、7.9%和3.6%.如果在遷移模型中忽略了遷移存量，將導(dǎo)致高估其他解釋變量對遷移的影響（greenwood，1969）。按照格林伍得的方法，遷移存量應(yīng)該是以1995年為時點，計算出生在省且居住在省的所有人口。由于中國人口普查資料只提供了出生后一直住在本地和1995年11月1日之前遷入本地等資料，因此，我們采用1995年11月1日之前遷入本地人口指標(biāo)作為遷移存量的變量。本文中長表的遷移存量包括所有人口，微觀數(shù)據(jù)的遷移存量只包括15～64歲的人口。我們預(yù)期遷移存量對人口遷移有正向效應(yīng)。

在分析地區(qū)人均收入差異和經(jīng)濟(jì)增長中，貿(mào)易開放程度通常被看做是影響地區(qū)收入增長的重要因素（barro 和sala-i-martin ，1995；cai 等，2002）。貿(mào)易開放程度越高，參與國際市場一體化程度也越高。但是，扭曲的貿(mào)易和發(fā)展戰(zhàn)略也同樣起到擴(kuò)大出口，提高gdp中的貿(mào)易份額比重。相比之下，外商直接投資是國外投資者的選擇。從長期來看，為了獲得最大利潤和規(guī)避風(fēng)險，國外企業(yè)在其投資過程中要對各地的產(chǎn)品和要素市場發(fā)育情況、體制與政策的透明度等因素進(jìn)行綜合考慮，并最終做出投資選擇。外資企業(yè)進(jìn)入之后，它利用勞動力市場來解決用人需求，這與國有企業(yè)的人事制度形成鮮明對比。因此，我們選擇了外商直接投資作為市場化程度的變量，來分析它們對人口遷移的影響。改革以來，雖然所有省份的外商直接投資數(shù)量都在增加，但東部地區(qū)與中西部地區(qū)之間的差異在不斷擴(kuò)大。中國人口遷移流向分布主要集中在東部地區(qū)，這與東部地區(qū)對市場化改革程度較高是分不開的。

四、回歸結(jié)果與討論

方程1～3是利用第五次人口普查長表資料得到的回歸結(jié)果，方程4、5是利用第五次全國人口普查微觀數(shù)據(jù)得到的回歸結(jié)果。由于海南、重慶、西藏與其他省會之間距離未能得到，在回歸中剔除了這3個地區(qū)，長表資料中實際用于回歸的樣本數(shù)量為756個。在微觀數(shù)據(jù)中，由于有些省份的遷移率或農(nóng)村向城市遷移勞動力數(shù)量為零，取對數(shù)后，這些數(shù)據(jù)變成缺省值，所以用于回歸的樣本數(shù)量為506個。

從表4回歸結(jié)果看，利用長表資料得到的回歸方程，解釋了大約60%的所有人口跨省遷移的行為；用微觀數(shù)據(jù)得到的回歸方程，解釋了大約30%的跨省農(nóng)村勞動力向城市遷移的行為。表4的非對稱雙對數(shù)遷移模型估計結(jié)果也表明，遷入地社會經(jīng)濟(jì)變量對人口遷移的影響大于遷出地這些變量所發(fā)揮的作用。

回歸方程1～5中大多數(shù)解釋變量的回歸系數(shù)t 值，如遷移距離、人均消費水平、失業(yè)率、遷移存量等，都達(dá)到了1%或5%的顯著性水平，并且作用方向上與前面的理論預(yù)期結(jié)果也基本一致。

表4中回歸方程1和2的區(qū)別是采用了不同的失業(yè)率數(shù)據(jù)，前者是1995年的失業(yè)率，后者是2000年的失業(yè)率。使用1995年失業(yè)率數(shù)據(jù)雖然有助于克服內(nèi)生性問題，但方程1中遷出地失業(yè)率回歸系數(shù)的絕對值大于遷入地失業(yè)率回歸系數(shù)的絕對值，這個結(jié)果可能與現(xiàn)實情況并不吻合。

1995～2000年，中國城市就業(yè)環(huán)境發(fā)生了急劇變化。伴隨著國有企業(yè)改革和城市社會福利體制改革，企業(yè)大量富余人員被釋放出來，城市失業(yè)率迅速上升。為了解決本地城市職工就業(yè)問題，不少地方政府采取了城市就業(yè)保護(hù)政策，這勢必對以就業(yè)為目的的勞動力流動產(chǎn)生較大影響。遷移者是理性的，如果目的地的就業(yè)機(jī)會較小，遷移者將選擇不流動，以減少遷移風(fēng)險和成本。這樣，遷入地的就業(yè)機(jī)會就顯得更為重要。

表4遷移決定因素回歸結(jié)果

注：（1）采用異方差檢驗方法（breusch-pagan/cook-weisberg ）發(fā)現(xiàn)，表中回歸方程的依次為：7.85、1.54、1.38、2.80、4.85.我們對回歸方程1、5采用robust估計來消除異方差的影響。（2）方程1和5的括號內(nèi)為robust t值，方程2～4括號內(nèi)為t 值，*代表5%顯著性水平，**代表1%顯著性水平。

考慮到2000年失業(yè)率真實地反映了就業(yè)環(huán)境的變化，我們以回歸方程2為基準(zhǔn)，分析不同因素對遷移的影響，并進(jìn)行比較。在其他條件不變的情況下，遷移距離上升1%，遷移率下降1.08%.受遷移距離的影響，2000年跨省遷移人口比例不到30%，絕大多數(shù)遷移人口選擇了省內(nèi)流動。遷移距離在空間位置上是固定的，但改善交通運輸條件和制定合理的交通價格有利于減少遷移者的遷移成本，促進(jìn)勞動力流動。

在做遷移決策時，潛在的遷移者不僅要考慮兩地之間直接的收入差距，而且還要考慮到就業(yè)機(jī)會大小。在回歸方程2中，遷入地人均消費水平回歸系數(shù)在絕對值上是遷出地的近4倍，但遷入地失業(yè)率回歸系數(shù)在絕對值上是遷出地的3倍以上。遷入地失業(yè)率對遷移決策較大的邊際影響與遷移者面臨的選擇有關(guān)。本地勞動力市場狀況是既定的，遷移者對它別無選擇。相反，遷移者對遷入地勞動力市場是可以進(jìn)行選擇的，失業(yè)率越高的地區(qū)，遷入數(shù)量就會下降。

目的地的就業(yè)信息提供和幫助，對遷移決策有重要作用。遷移存量的回歸系數(shù)也證實了這一點。社會網(wǎng)絡(luò)等非正規(guī)信息渠道雖然在遷移中發(fā)揮著重要作用，但隨著人口流動規(guī)模擴(kuò)大，加快勞動力市場信息體系建設(shè)就顯得非常重要。

將外商直接投資變量引入回歸方程2，就得到回歸方程3.引入這個變量之后，遷移距離和失業(yè)率等解釋變量的回歸系數(shù)及其顯著性變化不大，而人均消費水平的回歸系數(shù)及其顯著性發(fā)生較大改變。從絕對值來看，方程3中的人均消費水平回歸系數(shù)小于回歸方程2中的回歸系數(shù)估計值，遷出地人均消費水平的回歸系數(shù)顯著性有所下降，主要是人均消費水平與外商直接投資之間存在較高相關(guān)關(guān)系導(dǎo)致的結(jié)果（注：人均消費水平與外商直接投資的相關(guān)系數(shù)為0.56.）?？缡∪丝谶w移比例主要分布在東部地區(qū)，它與外商直接投資之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系（注：外商直接投資與遷移存量之間的相關(guān)系數(shù)為0.76.），引入外商直接投資變量之后，遷移存量的回歸系數(shù)數(shù)值下降約50%.為了觀察城市勞動力市場對農(nóng)村勞動力遷移決策的影響，我們利用微觀數(shù)據(jù)做進(jìn)一步分析。回歸方程4引入了農(nóng)村遷移勞動力的失業(yè)率，回歸結(jié)果進(jìn)一步支持上述發(fā)現(xiàn)，即遷入地的就業(yè)機(jī)會對遷移者來說更為重要?；貧w方程5引入了城市勞動力失業(yè)率。結(jié)果表明，城市失業(yè)率對于農(nóng)村勞動力跨省遷移率有顯著性影響，其回歸系數(shù)在絕對值上不僅大于回歸方程4中失業(yè)率的回歸系數(shù)，而且大于回歸方程2中的回歸系數(shù)，這說明城市勞動力市場就業(yè)形勢確實對農(nóng)村勞動力的遷移決策有重要作用。改善城市就業(yè)環(huán)境將有利于促進(jìn)農(nóng)村勞動力流向城市，起到加速城市化的作用。

五、結(jié)論

20世紀(jì)80年代以來在中國出現(xiàn)的大規(guī)模人口遷移現(xiàn)象，不僅具有發(fā)展中國家從落后的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)向工業(yè)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的一般特征，還具有從計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的特殊性。將二者結(jié)合在一起，既有助于考察中國獨特的制度特征對人口遷移的影響，又能夠通過對中國案例研究來拓展遷移理論。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場發(fā)育程度在地區(qū)之間的不平衡，決定了人口遷移的基本方向不僅是從農(nóng)村向城市的遷移，而且是從中西部地區(qū)向東部地區(qū)的遷移。既然中國經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長仍然有賴于從生產(chǎn)要素市場發(fā)育從而勞動力流動中獲得資源重新配置效率（注：約翰森（johnson，1999）認(rèn)為，在今后30年，如果遷移障礙被逐漸拆除，同時城鄉(xiāng)收入水平在人力資本可比的條件下達(dá)到幾乎相等的話，勞動力部門間轉(zhuǎn)移可以對年經(jīng)濟(jì)增長率貢獻(xiàn)2～3個百分點。），加快中西部地區(qū)市場制度的建設(shè)，特別是清除阻礙勞動力市場發(fā)育的各種制度性障礙，可以引導(dǎo)和規(guī)范人口遷移，使其不僅具有微觀理性，而且具有更加理性的宏觀后果。市場化改革措施（如擴(kuò)大外商直接投資和對外貿(mào)易等）所帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展將有助于獲得“一石二鳥”的功效，也就是講，它為勞動力流動不斷營造同樣的發(fā)展環(huán)境，并在創(chuàng)造就業(yè)機(jī)會的同時，推進(jìn)城鄉(xiāng)戶籍制度改革。

數(shù)據(jù)分析論文:淺議現(xiàn)金流量表的財務(wù)數(shù)據(jù)分析

在市場經(jīng)濟(jì)條件下，企業(yè)現(xiàn)金流量在很大程度上決定著企業(yè)的生存和發(fā)展能力。即使企業(yè)有盈利能力，但若現(xiàn)金周轉(zhuǎn)不暢、調(diào)度不靈，也將嚴(yán)重影響企業(yè)正常的生產(chǎn)經(jīng)營，償債能力的弱化直接影響企業(yè)的信譽(yù)，最終影響企業(yè)的生存。因此，現(xiàn)金流量信息在企業(yè)經(jīng)營和管理中的地位越來越重要，正日益受到企業(yè)內(nèi)外各方人士的關(guān)注。 一、現(xiàn)金凈增加額的作用分析

對現(xiàn)金流量表的分析，首先應(yīng)該觀察現(xiàn)金的凈增加額。一個企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營正常，投資和籌資規(guī)模不變的情況下，現(xiàn)金凈增加額越大，企業(yè)活力越強(qiáng)。換言之，如果企業(yè)的現(xiàn)金凈增加額主要來自生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額?？梢苑从吵銎髽I(yè)收現(xiàn)能力強(qiáng)，壞賬風(fēng)險小，其營銷能力一般較強(qiáng)；如果企業(yè)的現(xiàn)金凈額主要是投資活動產(chǎn)生的，甚至是由處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)而增加的，這可能反映出企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營能力削弱，從而處置非流動資產(chǎn)以緩解資金矛盾，但也可能是企業(yè)為了走出困境而調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)；如果企業(yè)現(xiàn)金凈增加額主要是由于籌資活動引起的，意味著企業(yè)將支付更多的利息或股利，它未來的現(xiàn)金流量凈增加額必須更大，才能滿足償付的需要，否則，企業(yè)就可能承受較大的財務(wù)風(fēng)險。

現(xiàn)金流量凈增加額也可能是負(fù)值，即現(xiàn)金流量凈額減少，這一般是不良信息，因為至少企業(yè)的短期償債能力會受到影響。但如果企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額是正數(shù)，且數(shù)額較大，而企業(yè)整體上現(xiàn)金流量凈減少主要是固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)或其它長期資產(chǎn)引起的，或主要是對外投資所引起的，這一般是由于企業(yè)進(jìn)行設(shè)備更新或擴(kuò)大生產(chǎn)能力或投資開拓市場，這種現(xiàn)金流量凈減少并不意味著企業(yè)經(jīng)營能力不佳，而是意味著企業(yè)未來可能有更大的現(xiàn)金流入。如果企業(yè)現(xiàn)金流量凈減少主要是由于償還債務(wù)及利息引起的，這就意味著企業(yè)未來用于滿足償付需要的現(xiàn)金可能將減少，企業(yè)財務(wù)風(fēng)險變小，只要企業(yè)營銷狀況正常，企業(yè)不一定就會走向衰退。當(dāng)然，短時期內(nèi)使用過多的現(xiàn)金用于償債，可能引起企業(yè)資金周轉(zhuǎn)困難。

二、對企業(yè)現(xiàn)金流量來源和現(xiàn)金流量用途及其風(fēng)險性，償還債務(wù)和支付股利占凈現(xiàn)金流量的比重分析

（一）企業(yè)自身創(chuàng)造現(xiàn)金能力的比率。計算公式為：經(jīng)營活動的現(xiàn)金流量/現(xiàn)金流量總額。這個比率越高，表明企業(yè)自身創(chuàng)造現(xiàn)金能力越強(qiáng)，財力基礎(chǔ)越穩(wěn)固，償債能力和對外籌資能力越強(qiáng)。經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量從本質(zhì)上代表了企業(yè)自身創(chuàng)造現(xiàn)金的能力，盡管企業(yè)可以通過對外籌資等途徑取得現(xiàn)金流，但企業(yè)債務(wù)的償還主要依靠于經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量。

（二）企業(yè)償付全部債務(wù)能力的比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/債務(wù)總額。這個比率反映企業(yè)一定時期，每1元負(fù)債由多少經(jīng)營活動現(xiàn)金流量所補(bǔ)充，這個比率越大，說明企業(yè)償還全部債務(wù)能力越強(qiáng)。

（三）企業(yè)短期償債能力的比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/流動負(fù)債。這個比率越大，說明企業(yè)短期償債能力越強(qiáng)。

（四）每股流通股的現(xiàn)金流量比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/流通在外的普通股數(shù)。比率越大，說明企業(yè)進(jìn)行資本支出的能力越強(qiáng)。

（五）支付現(xiàn)金股利的比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/現(xiàn)金股利。比率越大，說明企業(yè)支付現(xiàn)金股利能力越強(qiáng)。當(dāng)然，這并不意味著投資者的每股股票就可以獲取許多股利。股利發(fā)放與股利政策有關(guān)。如果管理當(dāng)局無意于發(fā)放股利，而是青睞于用現(xiàn)金流量進(jìn)行投資，以期獲得較高的投資效益，從而提高企業(yè)的股票市價，那么，上述這項比率指標(biāo)的效用就不是很大，因此本比率指標(biāo)對財務(wù)分析只起參考作用。

（六）現(xiàn)金流量資本支出比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/資本支出總額。公式中“資本支出總額”是指企業(yè)為維持或擴(kuò)大生產(chǎn)能力而購置固定資產(chǎn)或無形資產(chǎn)而發(fā)生的支出。這個比率主要反映企業(yè)利用經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量維持或擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模的能力，其值越大，說明企業(yè)發(fā)展能力越強(qiáng)，反之，則越弱。另外，該比率也可用于評價企業(yè)的償債能力，因為當(dāng)經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流量大于維持或擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模所需的資本支出時，其余部分可用于償還債務(wù)。

（七）現(xiàn)金流入對現(xiàn)金流出比率。計算公式為：經(jīng)營活動的現(xiàn)金流入累計數(shù)/經(jīng)營活動引起的現(xiàn)金流出累計數(shù)。這個比率表明企業(yè)經(jīng)營活動所得現(xiàn)金滿足其所需現(xiàn)金流出的程度。一般而言，該比率的值應(yīng)大于1，這樣企業(yè)才能在不增加負(fù)債的情況下維持簡單再生產(chǎn)，它體現(xiàn)了企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生正現(xiàn)金流量的能力，在某種程度上也體現(xiàn)了企業(yè)盈利水平高低。其值越大，說明企業(yè)上述各方面的狀況越好，反之，則說明企業(yè)上述各方面的狀況越差。

（八）凈現(xiàn)金流量偏離標(biāo)準(zhǔn)比率。計算公式為：經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量/（凈收益 折舊或攤銷額）。這個比率表明經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流量偏離正常情況下應(yīng)達(dá)到的水平程度，其標(biāo)準(zhǔn)值應(yīng)為1.該比率說明企業(yè)在存貨、應(yīng)收賬款、負(fù)債等管理上的成效。其值大于1時，說明企業(yè)在應(yīng)收賬款、管理存貨等方面措施得當(dāng)，產(chǎn)生正現(xiàn)金流量；其值小于1時，說明企業(yè)在應(yīng)收賬款、管理等方面措施不力，產(chǎn)生了負(fù)現(xiàn)金流量。

三、結(jié)合資產(chǎn)負(fù)債表、損益表對現(xiàn)金流量表進(jìn)行全面、綜合地分析和運用

現(xiàn)金流量表反映的只是企業(yè)一定期間現(xiàn)金流入和流出的情況，它既不能反映企業(yè)的盈利狀況，也不能反映企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債狀況。但由于現(xiàn)金流量表是連接資產(chǎn)負(fù)債表和損益表的紐帶，利用現(xiàn)金流量表內(nèi)的信息與資產(chǎn)負(fù)債表和損益表相結(jié)合，能夠挖掘出更多、更重要的關(guān)于企業(yè)財務(wù)和經(jīng)營狀況的信息，從而對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動做出更全面、客觀和正確的評價。

（一）現(xiàn)金流量表與資產(chǎn)負(fù)債表比較分析

1．償債能力的分析

在分析企業(yè)償債能力時，首先要看企業(yè)當(dāng)期取得的現(xiàn)金收入在滿足生產(chǎn)經(jīng)營所需現(xiàn)金支出后，是否有足夠的現(xiàn)金用于償還到期債務(wù)。在擁有資產(chǎn)負(fù)債表和損益表的基礎(chǔ)上，可以用以下兩個比率來分析：

短期償債能力=經(jīng)營現(xiàn)金流量/流動負(fù)債

長期償債能力=經(jīng)營現(xiàn)金流量/總負(fù)債

以上兩個比率值越大，表明企業(yè)償還債務(wù)的能力越強(qiáng)。但是并非比率值越大越好，因為現(xiàn)金的收益性較差，若現(xiàn)金流量表中“現(xiàn)金增加額”項目數(shù)額過大，則可能是企業(yè)現(xiàn)在的生產(chǎn)能力不能充分吸收現(xiàn)有資產(chǎn)，使資產(chǎn)過多地停留在盈利能力較低的現(xiàn)金上，從而降低了企業(yè)的獲得能力。

2．盈利能力及支付能力分析

由于利潤指標(biāo)存在的缺陷，因此可運用現(xiàn)金凈流量與資產(chǎn)負(fù)債表相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行對比分析，作為每股收益、凈資產(chǎn)收益率等盈利指標(biāo)的補(bǔ)充。

每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量/總股本。這一比率反映每股資本獲取現(xiàn)金凈流量的能力，比率越高，表明企業(yè)支付股利的能力越強(qiáng)。

經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量/凈資產(chǎn)。這一比率反映投資者投入資本創(chuàng)造現(xiàn)金的能力，比率越高，創(chuàng)現(xiàn)能力越強(qiáng)。

（二）現(xiàn)金流量表與損益表比較分析

將現(xiàn)金流量表的有關(guān)指標(biāo)與損益表的相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行對比，以評價企業(yè)利潤的質(zhì)量。

1．經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量與凈利潤比較。經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量與會計利潤之比若大于1或等于1，說明會計收益的收現(xiàn)能力較強(qiáng)，利潤質(zhì)量較好；若小于1，則說明會計利潤可能受到人為操縱或存在大量應(yīng)收賬款，利潤質(zhì)量較差。

2．銷售商品、提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金與主營業(yè)務(wù)收入比較。收現(xiàn)數(shù)所占比重大，說明銷售收入實現(xiàn)后所增加的資產(chǎn)轉(zhuǎn)換現(xiàn)金速度快、質(zhì)量高。

3．分得股利或利潤及取得債券利息收入所得到的現(xiàn)金與投資收益比較，可大致反映企業(yè)賬面投資收益的質(zhì)量。

綜上分析，現(xiàn)金流量表與資產(chǎn)負(fù)債表及損益表構(gòu)成了企業(yè)完整的會計報表信息體系，在運用現(xiàn)金流量表對企業(yè)進(jìn)行財務(wù)分析時，要注意與資產(chǎn)負(fù)債表和損益表相結(jié)合，才能對所分析企業(yè)的財務(wù)狀況得出較全面和較合理的結(jié)論。

數(shù)據(jù)分析論文:電子商務(wù)網(wǎng)站營銷數(shù)據(jù)分析技術(shù)初探

論文關(guān)鍵詞:日志數(shù)據(jù)　信息技術(shù)　數(shù)據(jù)倉庫　聯(lián)機(jī)分析處理

論文摘要:電子商務(wù)(ec)在現(xiàn)代商務(wù)企業(yè)的發(fā)展中占有越來越重要的地位。如何利用信息技術(shù)掌握更多的商務(wù)信息已備受商家們的關(guān)注,站點分析技術(shù)正是為商家和網(wǎng)站提供了這樣一種有效的分析工具。

本文討論了一些站點分析的相關(guān)技術(shù)信息和幾種網(wǎng)站分析瀏覽者行為的理論與算法,及數(shù)據(jù)倉庫的相關(guān)理論知識。并對站點日志數(shù)據(jù)進(jìn)行了實例分析,并指出了站點分析技術(shù)發(fā)展的方向。

一、緒論

互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)不斷革新與發(fā)展,給全球經(jīng)濟(jì)帶來新的革命,從而也影響著人們的生活。互聯(lián)網(wǎng)為企業(yè)提供了一種真正屬于自己并面對廣大網(wǎng)民的信息載體,企業(yè)通過這一載體,可以自由地將企業(yè)的產(chǎn)品、服務(wù)等其他相關(guān)信息在線。

電子商務(wù)就是網(wǎng)上實行各種商務(wù)活動的總包裝,種種所謂電子商務(wù)解決方案,實際上就是實現(xiàn)各種網(wǎng)上商務(wù)活動的硬件與軟件系統(tǒng)。它將影響到每一個人、每一個企業(yè)。電子商務(wù)的主體是我們每一個人、每一個企業(yè),電子商務(wù)發(fā)展的過程就是對人們的生活、企業(yè)的運行的一種模式的一個巨大改變的過程。對于進(jìn)入虛擬世界的商家而言,僅僅吸引注意力還不行,對它們而言,站點的訪問率絕對不僅僅是一個數(shù)字,它還是一種信息,如果網(wǎng)站能夠從網(wǎng)絡(luò)中獲得網(wǎng)民的信息并從中分析其行為誘因,那么就容易掌握網(wǎng)民的需求,從而利用互聯(lián)網(wǎng)去創(chuàng)造更多商機(jī)。

電子商務(wù)站點用戶行為的分析這一問題也因此成為現(xiàn)如今的熱門話題,被人們普遍關(guān)心起來,尤其是被眾商家所重視。web站點的日志數(shù)據(jù)正以每天數(shù)十兆的速度增長。如何分析這些數(shù)據(jù),如何從這些大量數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)有用的、重要的知識(包括模式、規(guī)則、可視化結(jié)構(gòu)等)也成為現(xiàn)在人們最關(guān)注的信息。

在此情況下,站點用戶行為分析就可為網(wǎng)站或商家提供出大量有價值的信息,包括站點的受歡迎度的對比、商業(yè)廣告點擊情況總括、產(chǎn)品的反饋信息、站點各種信息的點擊情況等等。另外,還可根據(jù)不同的頁面內(nèi)容來分類瀏覽者,以便做出更合理的頁面分類,促使網(wǎng)站逐步向個性化、最優(yōu)化狀態(tài)發(fā)展。這一技術(shù)對互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展壯大有著不可忽視的巨大作用,它的發(fā)展對信息技術(shù)亦將產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。

在電子商務(wù)早期階段時,web站點數(shù)據(jù)流分析通常是在主頁上安裝計數(shù)器以及在一個外部日志文件上運行簡單的統(tǒng)計程序記錄點擊率。但是,簡單的點擊計數(shù)既不準(zhǔn)確也遠(yuǎn)未達(dá)到營銷目的所需的詳細(xì)程度。因此,各公司開始尋找更先進(jìn)的分析工具,這類工具可以提供誰在訪問公司web站點以及訪問者一旦進(jìn)入站點后將做些什么的全面信息。站點開始分析的地方是web服務(wù)器的訪問日志。每當(dāng)用戶在站點上請求一個網(wǎng)頁時,這個請求就被記錄在訪問日志中。如:目前有多少用戶正在訪問站點、他們正在看哪些網(wǎng)頁以及他們在站點中呆了多長時間。顯然,日志分析和行為概況的正確組合可以對web站點的成功產(chǎn)生直接影響。此外,從日志分析中得到的信息是很難從真實世界中捕獲到的,但這些信息卻可以較容易地在線收集到。web數(shù)據(jù)流分析工具的這些最新進(jìn)展可以使網(wǎng)站獲得有關(guān)上網(wǎng)客戶和他們習(xí)慣的詳細(xì)報告。

二、站點信息統(tǒng)計方法

web頁面數(shù)據(jù)主要是半結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù),計算機(jī)網(wǎng)絡(luò)技術(shù)和信息技術(shù)的飛速發(fā)展,使得半結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)呈現(xiàn)日益繁榮的趨勢。半結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù),是一種介于模式固定的結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù),和完全沒有模式的無序數(shù)據(jù)之間,在查詢前無法預(yù)先確定其具體的類型和格式;同時它們相應(yīng)的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是不固定、不完全或不規(guī)則的,即這些數(shù)據(jù)有的本身就沒有結(jié)構(gòu),有的只有十分松散的結(jié)構(gòu),有的數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)是隱含的,需要從數(shù)據(jù)中進(jìn)行抽取。而有時,盡管數(shù)據(jù)本身是有精確結(jié)構(gòu)的,但為了一定的目的,而故意忽視它的結(jié)構(gòu)。半結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)具有以下五方面的

主要特點:

1.結(jié)構(gòu)是不規(guī)則的。包含異構(gòu)數(shù)據(jù)、相同的數(shù)據(jù)信息用不同類型或不同的結(jié)構(gòu)表示。

2.結(jié)構(gòu)是隱含的。如電子文檔sgml格式。

3.結(jié)構(gòu)是部分的,有時部分?jǐn)?shù)據(jù)根本無結(jié)構(gòu),而部分?jǐn)?shù)據(jù)只有粗略的結(jié)構(gòu)。

4.指示性結(jié)構(gòu)與約束性結(jié)構(gòu)。傳統(tǒng)的數(shù)據(jù)庫使用嚴(yán)格的分類策略來保護(hù)數(shù)據(jù)。而指示性數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是對結(jié)構(gòu)的一種非精確的描述。它可接受所有新數(shù)據(jù),代價是要頻繁修改結(jié)構(gòu)。

5.半結(jié)構(gòu)化數(shù)據(jù)通常在數(shù)據(jù)存在之后才能通過當(dāng)前數(shù)據(jù)歸納出其結(jié)構(gòu),稱之為事后模式引導(dǎo)。模式有時可被忽略,同時數(shù)據(jù)與數(shù)據(jù)模式間的區(qū)別逐漸消除。

三、數(shù)據(jù)分析的方法

web頁面的數(shù)據(jù)通常是利用統(tǒng)計模型和數(shù)學(xué)模型來分析的。使用的模型有線性分析和非線性分析;連續(xù)回歸分析和邏輯回歸分析;單變量和多變量分析以及時間序列分析等。這些統(tǒng)計分析工具能提供可視化功能和分析功能來尋找數(shù)據(jù)間關(guān)系、構(gòu)造模型來分析、解釋數(shù)據(jù)。并通過交互式過程和迭代過程用來求精模型,最終開發(fā)出最具適應(yīng)性的模型來將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為有價值的信息。

知識發(fā)現(xiàn)是從數(shù)據(jù)倉庫的大量數(shù)據(jù)中篩取信息,尋找經(jīng)常出現(xiàn)的模式,檢查趨勢并發(fā)掘?qū)嵤?。它是分析web頁面數(shù)據(jù)的重要方法。知識發(fā)現(xiàn)與模式識別的算法有以下幾種:

1.依賴性分析

依賴性分析算法搜索數(shù)據(jù)倉庫的條目和對象,從中尋找重復(fù)出現(xiàn)概率很高的模式。它展示了數(shù)據(jù)間未知的依賴關(guān)系。利用依賴性分析算法可以從某一數(shù)據(jù)對象的信息來推斷另一數(shù)據(jù)對象的信息。例如:在雜貨店中,一堆椒鹽餅干放在陳列飲料的走道上,這是因為經(jīng)過依賴性分析,商店認(rèn)為:很大一部分買飲料的顧客如果在取飲料的路上看到椒鹽餅干的話就會購買,因而此種分析影響了商店布局。

2.聚類和分類

在某些情況下,無法界定要分析的數(shù)據(jù)類,用聚類算法發(fā)現(xiàn)一些不知道的數(shù)據(jù)類或懷疑的數(shù)據(jù)類。聚類的過程是以某一特定時間為依據(jù),找出一個共享一些公共類別的群體,它稱為無監(jiān)督學(xué)習(xí)。分類過程,這是發(fā)現(xiàn)一些規(guī)定某些商品或時間是否屬于某一特定數(shù)據(jù)子集的規(guī)則。這些數(shù)據(jù)類很少在關(guān)系數(shù)據(jù)庫中進(jìn)行定義,因而規(guī)范的數(shù)據(jù)模型中沒有它們的位置。最典型的例子是信用卡核準(zhǔn)過程,可確定能否按商品價格和其它標(biāo)準(zhǔn)把某一購買者歸入可接受的那一類中。分類又稱為有監(jiān)督學(xué)習(xí)。

3.神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)

神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)通過學(xué)習(xí)待分析數(shù)據(jù)中的模式來構(gòu)造模型。它對隱式類型進(jìn)行分類。圖像分析是神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)最成功的應(yīng)用之一。神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)用于模型化非線性的、復(fù)雜的或噪聲高的數(shù)據(jù)。一般神經(jīng)模型由三個層次組成:數(shù)據(jù)倉庫數(shù)據(jù)輸入、中間層(各種神經(jīng)元)和輸出。它通常用恰當(dāng)?shù)臄?shù)據(jù)庫示例來訓(xùn)練和學(xué)習(xí)、校正預(yù)測的模型,提高預(yù)測結(jié)果的準(zhǔn)確性。

4.數(shù)據(jù)挖掘中的關(guān)聯(lián)規(guī)則

關(guān)聯(lián)規(guī)則是數(shù)據(jù)挖掘的一個重要內(nèi)容,通常關(guān)聯(lián)規(guī)則反映的是數(shù)據(jù)間的定性關(guān)聯(lián)關(guān)系。如一個商品交易數(shù)據(jù)庫,一條記錄表示用戶一次購買的商品種類,每個屬性(a、b……)代表一種商品,每個屬性都是布爾類型的。一條關(guān)聯(lián)規(guī)則的例子是:{a、b}eziklvw[2%][60%],規(guī)則的含義是“如果用戶購買商品a和b,那么也可能購買商品d,因為同時購買商品a、b和d的交易記錄占總交易數(shù)的2%而購買a和b的交易中,有60%的交易也包含d”。規(guī)則中60%是規(guī)則的信任度,2%是規(guī)則的支持度。數(shù)據(jù)挖掘就是要發(fā)現(xiàn)所有滿足用戶定義的最小信任度和支持度閥值限制的關(guān)聯(lián)規(guī)則。數(shù)據(jù)只是定性地描述一個交易是否包含某商品,而對交易量沒有定量描述,這種布爾類型數(shù)據(jù)間的關(guān)聯(lián)規(guī)則被稱為定性關(guān)聯(lián)規(guī)則。但數(shù)據(jù)記錄的屬性往往是數(shù)值型或字符型的,這些數(shù)據(jù)間也存在對決策有幫助的關(guān)聯(lián)規(guī)則,相對于定性關(guān)聯(lián)規(guī)則,這些規(guī)則被稱為定量關(guān)聯(lián)規(guī)則。

另外,數(shù)據(jù)挖掘目前仍面臨著數(shù)據(jù)質(zhì)量的問題。由于數(shù)據(jù)倉庫中的數(shù)據(jù)來自多個數(shù)據(jù)源,而在合并中存在很多障礙,如:沒有建立合并視圖所需的公共關(guān)鍵字;數(shù)據(jù)值相互抵觸;元數(shù)據(jù)的說明不完備或丟失;數(shù)據(jù)值的不潔凈等等。數(shù)據(jù)挖掘是在標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行的,因而這些都會嚴(yán)重破壞數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性,導(dǎo)致最終決策的失誤。所有這些問題都在等待著人們?nèi)グl(fā)掘更好的解決方法。

數(shù)據(jù)分析論文:色譜數(shù)據(jù)分析在變壓器故障處理中的應(yīng)用

【摘 要】變壓器油的特性之一就是隨著溫度的升高會分解出不同的氣體，因此對于運行中的油冷卻變壓器，色譜數(shù)據(jù)必須加強(qiáng)監(jiān)測。油色譜分析是從運行的變壓器油中，提取氣體的組分和含量用來分析判斷變壓器是否存在故障以及故障的性質(zhì)和嚴(yán)重程度的一種手段。通過色譜數(shù)據(jù)分析可以提早發(fā)現(xiàn)和解決變壓器存在的故障，保證變壓器的安全穩(wěn)定運行。

【關(guān)鍵詞】變壓器 色譜分析 氣體組分 故障

一、色譜數(shù)據(jù)分析原則

變壓器故障大體分為放電性故障和過熱性故障，變壓器油的分解是由于溫度高產(chǎn)生的，不同的故障會導(dǎo)致油不同的溫度，而分解的氣體也有所差別。

由于故障原因當(dāng)局部油溫上升到一定程度時，可分解為分子氣態(tài)物質(zhì)，如甲烷、乙烷產(chǎn)生在100-150℃以上，乙烯產(chǎn)生在300-600℃以上，而乙炔產(chǎn)生在800-1200℃以上，氫（h2） 多屬于故障產(chǎn)生其它氣體的“附屬品”，有故障便產(chǎn)生氫。 在變壓器故障中，只有火花放電或電弧放電時，其局部溫度可達(dá)1000℃以上，因此我們稱c2h2為放電故障的特征氣體。 由于種種原因設(shè)備內(nèi)部異常過熱，當(dāng)溫度達(dá)到300-600℃以上時產(chǎn)生乙烯，且隨溫度的升高而產(chǎn)生乙烯量也增高，因此我們將乙烯看做過熱性故障的特征氣體。 變壓器所用固體絕緣材料是碳?xì)溲趸衔?，在受熱時分解產(chǎn)生co、co2、h2，所以把co、co2看做固體絕緣老化的特征氣體。通過對變壓器油色譜數(shù)據(jù)分析，分析產(chǎn)生氣體的不同組分，進(jìn)而判斷變壓器故障的類型，以有助于制定相應(yīng)的處理和解決方案，維護(hù)和保障變壓器的安全穩(wěn)定運行。

二、秦山二廠2號主變a相總烴高的處理

2號主變a相在線色譜裝置監(jiān)測的數(shù)據(jù)在2011年2月色譜出現(xiàn)增長趨勢，甲烷、乙烯、總烴等含量增長趨勢明顯，增長數(shù)值較小，且均在國標(biāo)注意值范圍以內(nèi)。為確保在線數(shù)據(jù)的正確性，增加了離線取樣的監(jiān)測，在2月11日和12日兩次取樣，試驗室分析確認(rèn)色譜數(shù)據(jù)確有增長，從兩天的趨勢來看，增長速度并不快。經(jīng)過討論，將離線色譜分析周期從3個月縮短至半個月，密切監(jiān)測色譜數(shù)據(jù)。根據(jù)此數(shù)據(jù)，繪制趨勢圖1如下：

圖1 2號主變a相油色譜數(shù)據(jù)趨勢

（一）故障原因分析

從系統(tǒng)運行來看，2月6日秦山三廠2#機(jī)組主變至500kv聯(lián)合開關(guān)站之間的架空線受山火影響，導(dǎo)致a相接地故障。2號主變a相同樣也承受短路故障，從故障錄波來看持續(xù)時間57 ms，運行電流700a，故障時的電流突變量達(dá)到1875a。短路故障發(fā)生后，2號主變a相總烴及其它氣體有所增長，之后的取樣數(shù)據(jù)又基本保持了一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)，分析故障應(yīng)該不在主回路，短路時的電動力應(yīng)是造成某些結(jié)構(gòu)件的松動，導(dǎo)致其接觸電阻變大，變壓器內(nèi)部電磁感應(yīng)而產(chǎn)生的環(huán)流在高電阻回路中發(fā)生過熱。

（二）內(nèi)部檢查處理

根據(jù)故障的分析情況，決定在207大修期間對a相主變進(jìn)行了內(nèi)部檢查，并進(jìn)行低電壓阻抗測量以判斷繞組是否存在變形現(xiàn)象。

2號主變a相排油結(jié)束后，工作人員進(jìn)入變壓器內(nèi)部進(jìn)行了詳細(xì)的檢查與試驗，導(dǎo)電主回路未發(fā)現(xiàn)異常，繞組外部的絕緣紙板也沒有發(fā)現(xiàn)變形。發(fā)現(xiàn)的主要缺陷有兩個：鐵芯夾件與襯板間過熱和磁屏蔽多點接地。

（三）處理后運行情況

經(jīng)過處理后的2號主變a相大修結(jié)束后投入運行，經(jīng)過一段時間的監(jiān)測，在線色譜數(shù)據(jù)和離線取樣色譜數(shù)據(jù)均表明油中分解的各氣體處于穩(wěn)定狀態(tài)，沒有增長的趨勢，缺陷得到了消除。

三、秦山二廠1號主變b相總烴高的處理

2012年5月16日早班化學(xué)人員在巡檢主變在線色譜時發(fā)現(xiàn) 1號主變b相的氣體含量突然出現(xiàn)上漲趨勢，在109大修沖擊送電前總烴約5ppm，4月12日沖擊送電，5月20日已經(jīng)超過了國標(biāo)的注意值150ppm達(dá)到163ppm，5月28日總烴達(dá)到360ppm，在7月2日總烴曾達(dá)到最高值423ppm，目前總烴值在400ppm上下浮動，基本處于穩(wěn)定狀態(tài)。

（一）故障原因分析

2012年4月12日1號主變109大修后沖擊送電，沖擊時b相勵磁涌流最大達(dá)1950a，4月13日在線色譜顯示出現(xiàn)乙炔，總烴由沖擊前6ppm升至8ppm，4月30日機(jī)組并網(wǎng)開始升功率，5月4日晚機(jī)組達(dá)滿功率，5月5日在線色譜顯示b相總烴增長較大，5日一天從凌晨1：50到晚19：49 b相總烴由14.25ppm增長到41.69ppm，在線色譜中乙炔含量自產(chǎn)生后無明顯變化，試驗取樣化驗乙炔含量有增長趨勢，24日早總烴含量己達(dá)304ppm。從色譜數(shù)據(jù)分析的結(jié)

判斷可能的故障在鐵芯框架，沖擊引起松動，從而導(dǎo)致接觸電阻過大，漏磁產(chǎn)生的環(huán)流使內(nèi)部局部溫度過高。判斷造成總烴升高的原因為，沖擊送電時勵磁涌流造成鐵芯振動，引起鐵芯結(jié)構(gòu)件松動，進(jìn)而使鐵芯結(jié)構(gòu)框架各支路中的電流分配不平衡，造成某點過熱，引起總烴升高，保變專家分析認(rèn)為故障點很可能存在于鐵芯拉板與夾件間的導(dǎo)電銅螺栓。從總烴的趨勢及組成分析，缺陷不在鐵芯和主電氣回路上，缺陷不涉及固體絕緣。和前述的2號主變a相總烴的原因類似，運行過程中過熱點的阻值很不穩(wěn)定，極有可能變化，目前1號主變b相總烴值趨于穩(wěn)定，表明內(nèi)部過熱點已經(jīng)轉(zhuǎn)變。

（二）后續(xù)行動

總烴值還應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)測，看是否還有變化，另應(yīng)做好下次大修進(jìn)行檢查處理的準(zhǔn)備工作，消除缺陷。目前已做好內(nèi)檢的方案和相關(guān)備件的準(zhǔn)備工作。

四、結(jié)語

在油冷變壓器運行過程中，在線色譜監(jiān)測及色譜數(shù)據(jù)分析對于油氣中各種組分的分析能夠真實有效反映變壓器的內(nèi)部過熱或放電性情況，這對于盡早發(fā)現(xiàn)設(shè)備內(nèi)部過熱或放電性等潛伏性故障以及預(yù)防變壓器內(nèi)部過熱或放電性故障有著重要的作用和實際意義。

數(shù)據(jù)分析論文:通信網(wǎng)管數(shù)據(jù)分析與應(yīng)用

摘 要：隨著我國移動通信的迅猛發(fā)展，設(shè)備品種逐步增多，容量迅速增大，網(wǎng)管信息化的應(yīng)用，積累了海量數(shù)據(jù)，本文結(jié)合自己在實際網(wǎng)管數(shù)據(jù)分析與應(yīng)用中的經(jīng)驗，針對數(shù)據(jù)采集與整理、數(shù)據(jù)存儲與查詢、數(shù)據(jù)挖據(jù)三個過程積累的經(jīng)驗與大家分享。

關(guān)鍵詞：網(wǎng)管數(shù)據(jù)；數(shù)據(jù)挖掘；物化視圖

1 引言

隨著我國移動通信的迅猛發(fā)展，設(shè)備品種逐步增多，容量迅速增大，網(wǎng)管信息化的應(yīng)用，移動通信行業(yè)信息化進(jìn)程得到巨大發(fā)展和廣泛應(yīng)用，運營網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)、綜合業(yè)務(wù)系統(tǒng)大量的歷史數(shù)據(jù)。但在很多情況下，這些海量數(shù)據(jù)在原有的作業(yè)系統(tǒng)中是無法提煉并升華為有用的信息并提供給業(yè)務(wù)分析人員與管理決策者的。因此如何應(yīng)用這量信息，給信息化工作者提出了挑戰(zhàn)，我作為一名移動行業(yè)信息化工作者，結(jié)合自己在實際網(wǎng)管數(shù)據(jù)分析與應(yīng)用中的經(jīng)驗，主要在數(shù)據(jù)采集與整理、數(shù)據(jù)存儲與查詢、數(shù)據(jù)挖掘三方面與大家探討一下。

2 數(shù)據(jù)采集與整理

2.1 文本格式ftp傳輸

網(wǎng)管系統(tǒng)在每天定時將前一天的數(shù)據(jù)文件上傳到指定的ftp服務(wù)器。數(shù)據(jù)文件為后綴txt的文本文件，指標(biāo)之間的間隔符為“|”，指標(biāo)按照第三節(jié)模板中定義的順序排列，一條記錄為一行。因為網(wǎng)管數(shù)據(jù)往往較大，為了提高傳輸速率及節(jié)省空間，建議將數(shù)據(jù)進(jìn)行壓縮處理。

2.2 數(shù)據(jù)按接口規(guī)范導(dǎo)入數(shù)據(jù)庫

應(yīng)用程序定時將網(wǎng)管數(shù)據(jù)解壓縮，通過xml配置文件制定數(shù)據(jù)導(dǎo)入的規(guī)范，如下：

配置文件中規(guī)定了讀取字段位置及存入數(shù)據(jù)庫的字段名稱，同時check中制定了數(shù)據(jù)的驗證規(guī)則。如rang min=“0” max=“22”表示取值范圍為0—22，如果超出該范圍的數(shù)據(jù)則直接丟棄。

2.3 數(shù)據(jù)處理采用存儲過程

存儲過程（stored procedure）是在大型數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)中，一組為了完成特定功能的sql 語句集，經(jīng)編譯后存儲在數(shù)據(jù)庫中，用戶通過指定存儲過程的名字并給出參數(shù)來執(zhí)行它。他有如下優(yōu)點：

⑴提高數(shù)據(jù)庫執(zhí)行效率。使用sql接口更新數(shù)據(jù)庫，如果更新復(fù)雜而頻繁，則需要頻繁得連接數(shù)據(jù)庫。

⑵提高安全性。存儲過程作為對象存儲在數(shù)據(jù)庫中，可以對其分配權(quán)限。

⑶可復(fù)用性。

3 數(shù)據(jù)存儲與查詢

網(wǎng)管數(shù)據(jù)往往是海量的，每一統(tǒng)計數(shù)據(jù)的一天數(shù)據(jù)都能輕易達(dá)到千萬級，因此在存儲過程中要重復(fù)利用數(shù)據(jù)的技術(shù)性能。在我們的實踐過程中主要應(yīng)用了oracle數(shù)據(jù)庫。下面簡單介紹我們主要采用的技術(shù)手段。

3.1 表分區(qū)

區(qū)致力于解決支持極大表和索引的關(guān)鍵問題。它采用他們分解成較小和易于管理的稱為分區(qū)的片（piece）的方法。一旦分區(qū)被定義，sql語句就可以訪問的操作某一個分區(qū)而不是整個表，因而提高管理的效率。分區(qū)對于數(shù)據(jù)倉庫應(yīng)用程序非常有效，因為他們常常存儲和分析巨量的歷史數(shù)據(jù)。

⑴增強(qiáng)可用性：如果表的某個分區(qū)出現(xiàn)故障，表在其他分區(qū)的數(shù)據(jù)仍然可用；

⑵維護(hù)方便：如果表的某個分區(qū)出現(xiàn)故障，需要修復(fù)數(shù)據(jù)，只修復(fù)該分區(qū)即可；

⑶均衡i/o：可以把不同的分區(qū)映射到磁盤以平衡i/o，改善整個系統(tǒng)性能；

⑷改善查詢性能：對分區(qū)對象的查詢可以僅搜索自己關(guān)心的分區(qū)，提高檢索速度。

如我們可以按時間字段對導(dǎo)入數(shù)據(jù)進(jìn)行分區(qū)，網(wǎng)管數(shù)據(jù)較大，一般一個月就需要一個分區(qū)。

3.2 索引技術(shù)

在關(guān)系數(shù)據(jù)庫中，索引是一種與表有關(guān)的數(shù)據(jù)庫結(jié)構(gòu)，它可以使對應(yīng)于表的sql語句執(zhí)行得更快。但對于現(xiàn)在的各種大型數(shù)據(jù)庫來說，索引可以大大提高數(shù)據(jù)庫的性能。有兩種類型的分區(qū)索引，全局索引和本地索引，使用本地索引，不需要指定分區(qū)范圍因為索引對于表而言是本地的，當(dāng)本地索引創(chuàng)建時，oracle會自動為表中的每個分區(qū)創(chuàng)建獨立的索引分區(qū)。

3.3 物化視圖

物化視圖是包括一個查詢結(jié)果的數(shù)據(jù)庫對像，它是遠(yuǎn)程數(shù)據(jù)的的本地副本，或者用來生成基于數(shù)據(jù)表求和的匯總表。物化視圖存儲基于遠(yuǎn)程表的數(shù)據(jù)，也可以稱為快照。使用物化視圖可以實現(xiàn)視圖的所有功能，而物化視圖確不是在使用時才讀取，大大提高了讀取速度，特別適用抽取大數(shù)據(jù)量表某些信息以及數(shù)據(jù)鏈連接表使用。

4 數(shù)據(jù)挖掘

4.1 利用最小二乘法實現(xiàn)數(shù)據(jù)的

元線性回歸

最小二乘法可以用來處理一組數(shù)據(jù)，可以從一組測定的數(shù)據(jù)中尋求變量之間的依賴關(guān)系，這種函數(shù)關(guān)系稱為經(jīng)驗公式。能夠?qū)で髕與y之間近似成線性關(guān)系時的經(jīng)驗公式。假定實驗測得變量之間的n個數(shù)據(jù)（x1，y1），（x2，y2），…，（xn，yn），則在xоy平面上，可以得到n個點pi（xi，yi）（i=1，2，…n），考慮函數(shù)y=ax+b，其中a和b是待定常數(shù)。如果pi（i=1，2，…n）在一直線上，可以認(rèn)為變量之間的關(guān)系為y=ax+b。但一般說來，這些點不可能在同一直線上。記ei=yi-（axi+b），它反映了用直線y=ax+b來描述x=xi，y=yi時，計算值y與實際值yi產(chǎn)生的偏差。當(dāng)然要求偏差越小越好， 但由于ei可正可負(fù)，因此不能認(rèn)為總偏差 時，函數(shù) 就很好地反映了變量之間的關(guān)系，因為此時每個偏差的絕對值可能很大。為了改進(jìn)這一缺陷，就考慮用 來代替 。但是由于絕對值不易作解析運算，因此，進(jìn)一步用 來度量總偏差。 因偏差的平方和最小可以保證每個偏差都不會很大。于是問題歸結(jié)為確定y=ax+b中的常數(shù)a和b，使 為最小。用這種方法確定系數(shù)a，b的方法稱為最小二乘法。

4.2 數(shù)據(jù)自動修正算法描述

首先選擇時間上最接近當(dāng)前的14天的數(shù)據(jù)，加權(quán)平均為x，然后按照1.2x>x>0.8x的約束，進(jìn)行篩選，這樣新建站、數(shù)據(jù)異常等影響就會被消除。預(yù)測使用修正后的數(shù)據(jù)進(jìn)行計算。

4.3 本地網(wǎng)預(yù)測修正

在本地網(wǎng)總趨勢的基礎(chǔ)上，利用歷史同期的趨勢按照就高不就低的原則進(jìn)行修正。

4.4 單小區(qū)預(yù)測修正

在小區(qū)預(yù)測的基礎(chǔ)上，利用本地網(wǎng)總趨勢進(jìn)行修正。修正過程為小區(qū)預(yù)測話務(wù)量與本地網(wǎng)預(yù)測話務(wù)量已載頻數(shù)做加權(quán)平均。

5 技術(shù)架構(gòu)

5.1 多層分布式架構(gòu)方案

系統(tǒng)采用三層結(jié)構(gòu)，將不同模塊分別運行在不同的服務(wù)器上共同來精算系統(tǒng)的功能。每一種模塊還可以再拆分在不同的服務(wù)器上運行實現(xiàn)負(fù)載分擔(dān)，因此系統(tǒng)可以根據(jù)需要和用戶的使用模式進(jìn)行定制。這種結(jié)構(gòu)具有比較大的靈活性。系統(tǒng)功能發(fā)生改變的時候，可以分模塊單獨部署，減少后期維護(hù)開發(fā)的工作量。

5.2 j2ee主流開發(fā)技術(shù)

表示層為整個系統(tǒng)提供外部展現(xiàn)，根據(jù)用戶的使用習(xí)慣定制程序的操作流程。提高用戶的使用感受。跨業(yè)界最廣泛的操作系統(tǒng)環(huán)境，提供全j2ee編程模式，包括ibm os/400，linux，ibm aix，microsoft windows，hp-ux及sun solaris操作環(huán)境支持。最新的j2ee開發(fā)框架，大量的實際開發(fā)案例。系統(tǒng)符合最新的web 2.0規(guī)范，提高系統(tǒng)的相應(yīng)速度。通過簡單的應(yīng)用編譯和部署來最大限度降低管理要求。

數(shù)據(jù)分析論文:1996-2004中國面板數(shù)據(jù)分析

內(nèi)容摘要：本文運用1996—2004年中國31個省份離退休退職人員保險和福利費用支出及其他相關(guān)數(shù)據(jù)分析了社會保障水平與經(jīng)濟(jì)增長的地區(qū)差異。研究發(fā)現(xiàn)：養(yǎng)老金支付水平對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)存在顯著地區(qū)差異，東西部地區(qū)養(yǎng)老金支付與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不顯著；而中部地區(qū)，養(yǎng)老金支付水平及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，則都呈“塌陷”態(tài)勢。因此，根據(jù)地區(qū)特點完善社會保障政策相當(dāng)重要。

關(guān)鍵詞：養(yǎng)老金／工資替代率／區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長

一、引言

長期以來，有關(guān)社會保障水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究很清晰地分為兩派：奉行“瓦格納法則”的公共經(jīng)濟(jì)學(xué)派和遵從“凱恩斯主義”的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)派。前者認(rèn)為社會保障支出如其他財政支出一樣是一種行為變量，會隨產(chǎn)出增加而增加；后者則認(rèn)為社會保障支出是外生的公共政策工具，轉(zhuǎn)移支付完全可以成為抑制短期經(jīng)濟(jì)波動的穩(wěn)定器。從一般意義上講，實施和改革社會保障制度，尤其是養(yǎng)老保險制度，并不以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長或改善經(jīng)濟(jì)運行為目標(biāo)，其主旨在于保護(hù)弱勢群體，構(gòu)建社會安全網(wǎng)。但只要可能，都會考慮最小化對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響，換句話說，在不犧牲社會保護(hù)目標(biāo)的前提下促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因為只有運行良好的經(jīng)濟(jì)才能提供足夠的老年保障。

當(dāng)中國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷20世紀(jì)90年代中后期的高通脹、高增長和軟著陸后，政府嘗試各種手段拉動內(nèi)需。1996-2004年，全國離退休退職人員保險福利費用總額由1797.69億元增加到4814.85億元，年均增長13.60%；離退休退職人員離休金、退休金、退職生活費用(下統(tǒng)稱養(yǎng)老金)總額由1552.20億元增加到 4249.75億元，年均增長12.50%；人均養(yǎng)老金由4923元增加到9090.20元，年均增長率9.41%。擴(kuò)大社會保障支出，提高離退休退職人員待遇，似乎不僅僅是社會保障制度改革本身的需要。1996年起，養(yǎng)老、失業(yè)、醫(yī)療等各項社會保障基金納入財政專戶實行收支兩條線管理，養(yǎng)老金的轉(zhuǎn)移支付性質(zhì)進(jìn)一步加強(qiáng)。為保證所需資金，1998年起，中央對財政困難的老工業(yè)基地和中西部地區(qū)給予補(bǔ)助，地方財政對基本養(yǎng)老基金收支缺口給予補(bǔ)助。1998-2004年，中央財政列支的社會保障補(bǔ)助支出從14.15億元增長到 195.66億元，地方財政列支的社會保障補(bǔ)助支出從 135.86億元增長到1328.84億元。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對落后的中西部，其人均保險和福利費用以及人均養(yǎng)老金的年均增長率超過東部。

社會保障與經(jīng)濟(jì)增長到底存在什么樣的邏輯關(guān)系?對我國東中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是否相同?我們有必要弄清以上問題并展開地區(qū)間的比較研究，這對完善中國社會保障制度意義深遠(yuǎn)。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)概述相關(guān)理論和文獻(xiàn)；第三節(jié)描述1996-2004年中國離退休人員人均養(yǎng)老金、保險和福利費用支出、工資替代率及經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的地區(qū)差異；第四節(jié)構(gòu)建模型、分地區(qū)檢驗?zāi)Ｐ图跋禂?shù)顯著性；最后在第五節(jié)得出結(jié)論并提出相應(yīng)政策主張。

二、現(xiàn)有理論和文獻(xiàn)

狹義的社會保障是指老年、遺屬、傷殘等社會保險繳費與收益計劃，且鑒于時間和截面數(shù)據(jù)的可獲得性，多數(shù)國外理論研究都以公共養(yǎng)老金水平代表狹義的社會保障水平(galenson，1968；feldstein， 1974；bellettini和ceroni，2000；等等)，并常用工資替代率即養(yǎng)老金水平與工資水平之比進(jìn)行定義社會保障水平和公平程度。由于社會保障在重新配置資源的同時調(diào)整了人們的消費、儲蓄和人力資本投資行為，因此關(guān)于社會保障產(chǎn)出效應(yīng)的研究眾多，其實證研究始于20世紀(jì)60年代，討論集中在社會保障與經(jīng)濟(jì)增長是否存在因果關(guān)系和不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的社會保障產(chǎn)出效應(yīng)是否存在程度差異。

關(guān)于社會保障與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系，研究的主線之一是社會保障——消費與儲蓄——經(jīng)濟(jì)增長。自harrod(1948)談?wù)摗胺逯祪π睢敝?，?jīng)濟(jì)學(xué)家開始意識到在工作期間為退休時期的消費進(jìn)行儲蓄的重要性。社會保障的潛在效應(yīng)雖然被ando和 modigliani(1963)生命周期假說所忽略，但他們已經(jīng)將社會保障財富變量加入消費方程。feldstein (1974)則運用該假說，通過構(gòu)建包含持久收入、未分配利潤、不含社會保障財富的家庭財富和社會保障家庭財富變量的消費函數(shù)分析了美國1929-1971年(不含1941~1946年)的社會保障、個人儲蓄和資本形成關(guān)系，認(rèn)為：現(xiàn)收現(xiàn)付制社會保障具有“資產(chǎn)替代效應(yīng)”和“退休效應(yīng)”，個人凈儲蓄取決于兩者之和，社會保障會通過擠出私人儲蓄減少資本積累。不過，社會保障通過擠出私人儲蓄減少資本積累并不能直接說明社會保障與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，更何況feldstei。(1974)的研究遭到了質(zhì)疑和挑戰(zhàn) (leimer和lesnoy，1982)。smith(1975)認(rèn)為實際人均gdp的增長與除去轉(zhuǎn)移支付的公共支出存在負(fù)相關(guān)，如果考慮包括轉(zhuǎn)移支付在內(nèi)的公共支出的話，相關(guān)關(guān)系微弱且不顯著，但至少說明一個國家征稅并進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付對經(jīng)濟(jì)增長無害。singh和 sahni(1984)嘗試采用granger因果關(guān)系檢驗研究了 1950~1981年印度的社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系，發(fā)現(xiàn)：社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長存在溢出和反饋兩重效應(yīng)，“瓦格納法則”和“凱恩斯主義”均不適用。自ban。(1990)構(gòu)建內(nèi)生增長模型研究政府消費性支出與經(jīng)濟(jì)增長率關(guān)系后，不少經(jīng)濟(jì)學(xué)家又從社會保障收入關(guān)聯(lián)繳費受益機(jī)制尋覓到另一條研究路徑，那就是，社會保障——代際轉(zhuǎn)移支付與人力資本投資——經(jīng)濟(jì)增長。becker(1990)認(rèn)為，社會保障是一種社會契約，年青一代向老一代轉(zhuǎn)移資源回報老一代曾給予的人力資本投資，而這種人力資本投資很可能成為經(jīng)濟(jì)增長的源泉。bellettini和 berti ceroni(1999)認(rèn)為，在財政政策是代際博弈所內(nèi)生決定的情況下，與工資指數(shù)掛鉤的養(yǎng)老金收益會激發(fā)人們對公共基礎(chǔ)設(shè)施投資的熱情，因為這種投資會增加私人物質(zhì)資本的投資回報，進(jìn)而增加養(yǎng)老金。而通過社會保障的再分配能減少人力資本投資的風(fēng)險，對人力資本投資具有正的動態(tài)效應(yīng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。lambrecht(2005)在蘊(yùn)含教育投資和遺贈的疊代模型研究了非基金制社會養(yǎng)老保險規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)家庭面臨預(yù)算約束無法實現(xiàn)最優(yōu)教育投資時，非基金制社會養(yǎng)老保險能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

關(guān)于不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下社會保障產(chǎn)出效應(yīng)的異同，學(xué)者們莫衷一是。galenson(1968)研究了20個發(fā)達(dá)國家、10個次發(fā)達(dá)國家和10個不發(fā)達(dá)國家 1955~1964年的數(shù)據(jù)。就20個發(fā)達(dá)國家看，勞動和資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率都非常顯著，它們可以解釋一半以上的經(jīng)濟(jì)增長，且勞動的貢獻(xiàn)率大于資本的貢獻(xiàn)率，但很難判斷社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系；就10個次發(fā)達(dá)國家看，資本變量對經(jīng)濟(jì)增長更具解釋力，社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)關(guān)系相對明顯，因為這些國家的經(jīng)濟(jì)體系都在趨于成熟，最容易創(chuàng)新和從人力資本投入要素增長上獲益；就10個不發(fā)達(dá)國家看，資本、勞動和社會保障與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系都不明顯。其結(jié)論就是：當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展的較高階段時，國家完全有能力提供社會保障，但并不會對經(jīng)濟(jì)增長形成貢獻(xiàn)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展的初級階段時，社會保障難以被提供，它們對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也很?。划?dāng)經(jīng)濟(jì)處于發(fā)展的中級階段，對那些已經(jīng)實現(xiàn)自我持續(xù)發(fā)展的國家來說，社會保障對提高生產(chǎn)力具有巨大潛力。實際上國別研究的結(jié)論極為不一致。比如同是研究oecd國家，都是把實際gdp或?qū)嶋H人均gdp作為因變量，一些研究就認(rèn)為社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性并不十分顯著(smith，1975；landau，1985；hansson和herrenkeson，1994)，一些研究則認(rèn)為社會保障支出與經(jīng)濟(jì)增長顯著相關(guān)(sala-i-martin，1996；bellet- tini和ceroni，2000)。到底是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)仍無定論。sala-i-martin(1996)在研究不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的趨同和趨同問題中考察了初始gdp水平、政府支出占gdp比例、總投資占gdp比例、除國防和教育以外的政府消費占gdp的比例以及社會保障轉(zhuǎn)移支付占gdp比例對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，認(rèn)為：社會保障對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為正。bellettini和ceroni(2000)分析了61個國家1970年到1985年的截面和面板數(shù)據(jù)，考慮了人們的受教育程度、政府消費支出占名義gdp的比例、社會保險和福利支出占名義gdp的比例、用于描述被扭曲程度的黑市貼水對數(shù)、投資(包括私人和公共)占實際比例、按當(dāng)前國際價格計算進(jìn)出口占比例等多個變量，認(rèn)為只要社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長存在顯著統(tǒng)計相關(guān)，那一定是正相關(guān)，但相關(guān)程度不一。在貧困國家，社會保障支出較低，相關(guān)系數(shù)更強(qiáng)。可見，無論是從理論還是經(jīng)驗角度看，社會保障與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系都沒有定論。不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下的社會保障產(chǎn)出效應(yīng)差異是一個值得進(jìn)一步研究的問題。 gupta等(2005)在研究低收入國家財政政策和公共支出結(jié)構(gòu)時引入轉(zhuǎn)移支付變量，認(rèn)為增加政府機(jī)構(gòu)工作人員工資和公共轉(zhuǎn)移支付，至少在短期內(nèi)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

國內(nèi)的經(jīng)驗研究多集中在如何以一定的經(jīng)濟(jì)增長保證社會保障改革，甚至于認(rèn)為要求gdp增長的壓力之一來自社會養(yǎng)老保險，因為未來25年養(yǎng)老金缺口預(yù)計將達(dá)到1.8萬億人民幣，年均缺口 700多億(周天勇，2004)，而對于社會保障支出是否也存在產(chǎn)出效應(yīng)研究不足。不過，有關(guān)公共支出對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的研究逐步增多，總體結(jié)論都是政府的轉(zhuǎn)移支付和購買性支出對經(jīng)濟(jì)增長有積極影響(郭杰，2003)，20世紀(jì)90年代實行的財政政策取得了明顯效果(歐陽志剛，2004)，且教育投入、公共衛(wèi)生投資對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率存在差異(陳浩等，2004；王遠(yuǎn)林等，2004；胡永遠(yuǎn)等，2004)。同時，少數(shù)學(xué)者也開始關(guān)心社會保障的地區(qū)差異。林治芬(2002)研究了全國各地區(qū)的財政社會保障補(bǔ)助支出和財政全部社會保障支出占其財政支出的比重兩項指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)：上海、北京、浙江、江蘇、廣東等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，其財政的社會保障支出比重名次與其經(jīng)濟(jì)實力排名順序基本一致；遼寧、天津、重慶、黑龍江、吉林、青海等地，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的名次靠前，但財政的社會保障支出比重名次卻明顯靠后 (比重慶)；西藏、貴州、廣西、四川、甘肅地區(qū)，雖然經(jīng)濟(jì)比較落后，但財政的社會保障支出比重卻躍到了經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的數(shù)值區(qū)間。數(shù)據(jù)表明：社會保障的地區(qū)差異與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度有關(guān)，但并不完全取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展一個因素，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)體制的關(guān)聯(lián)度也很高。盡管理論界沒有論證社會保障支出和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，但通過完善保障體系促進(jìn)國內(nèi)消費的觀點卻相當(dāng)盛行。政府部門認(rèn)為建立和完善社會保障體系，是促進(jìn)國內(nèi)消費、拉動經(jīng)濟(jì)增長的重要基礎(chǔ)和前提條件之一(《人民日報》1999年11月29日)。國家制定的“兩個確?！钡姆结槨_保下崗職工基本生活費發(fā)放和確保企業(yè)離退休人員養(yǎng)老金按時足額發(fā)放——不僅是社會穩(wěn)定的需要，也成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。

三、描述性統(tǒng)計

如同經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在地區(qū)差異一樣，中國的老年保障水平也存在明顯的地區(qū)差異。不過并非由東至西梯度遞減，而是呈u型分布，中部地區(qū)明顯塌陷。這可以從區(qū)域間差異、省份間差異以及區(qū)域內(nèi)的省際間差異進(jìn)行分析。

區(qū)域數(shù)據(jù)表明(見表1)：就相對待遇水平看， 1996-2004年8年間，東中西部養(yǎng)老金工資替代率平均數(shù)分別為63.37%，76.63%和79.93%，經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的東部地區(qū)工資替代率最低，中部次之，西部最高，梯度遞減吻合工資替代率隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展、工資水平上升而自然下降的規(guī)律；但就絕對待遇水平看，東中西部離退休退職人員人均保險和福利費用水平分別為8262.23元／人、6767.09元／人、 8844.93元／人，人均養(yǎng)老金水平分別為6907.67元／人、5900.71元／人、7714.40元／人，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(以實際人均gdp簡單衡量)在西部之上的中部其在職職工平均工資水平、離退休退職人員人均保險福利水平和人均養(yǎng)老金水平均低于西部。可見，工資替代率遞減只是中部地區(qū)工資水平和養(yǎng)老金水平“雙低”的結(jié)果。

研究各省份數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)(見表2)：就離退休退職人均養(yǎng)老金看，1996年到2004年，西藏、青海的最高，其次是浙江和新疆，中部省份最低；就工資替代率看，由高到低，排名前三位的是新疆、西藏、貴州，分別為88.52%、88.13%和86.90%，上海最低，為 41.99%，其次是廣東和北京。全國31個省份的平均工資替代率為72.44%，東部12個省份中除河北山東外有10個省份工資替代率低于全國平均資替代率；中部9個省份除黑龍江和湖南外有7個省份的工資替代率高于全國平均工資；西部10個省份除重慶、四川、寧夏外有7個省份的工資替代率高于全國平均工資。這既是國家給予西部政策傾斜的結(jié)果，也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的產(chǎn)物。長期以來，國家在部分西部省區(qū)實施“高工資高福利”政策，比如：國家財政一直對西藏進(jìn)行補(bǔ)貼，西藏是唯一實行全民醫(yī)療保障的省份，其離退休退職人員保險和福利待遇水平和養(yǎng)老金居全國第一；新疆生產(chǎn)建設(shè)兵團(tuán)的待遇水平也一直較高。如果剔除西藏，西部的工資替代率迅速下降近2個百分點。同時，標(biāo)準(zhǔn)差、峰度系數(shù)、偏度系數(shù)也顯示西部省際間的差異最大、而中部最小(如表1)。進(jìn)一步研究工資替代率的變化還發(fā)現(xiàn)：1996—2004年9年間，全國的工資替代率平均下降1.55%，東部和中部平均下降速度相差不大，西部下降最慢，僅為1.38%。顯然，工資替代率和社會保障水平的區(qū)域差異如同經(jīng)濟(jì)水平的差異一樣是不爭的事實。值得研究的是，欠發(fā)達(dá)地區(qū)相對較高的保障水平對經(jīng)濟(jì)增長究竟起到了什么樣的作用。

四、計量分析

對于經(jīng)濟(jì)增長的實證研究經(jīng)常從生產(chǎn)函數(shù)入手，從物質(zhì)資本、勞動力、技術(shù)進(jìn)步以及政策環(huán)境等方面來分析各變量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，涉及到的因素有初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物質(zhì)資本積累、勞動人口數(shù)量、勞動力質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)開放程度、市場化程度、社會保障水平等(bellettini，c&ceroni，2000；barro， 1991；dewan。2001；等等)。多數(shù)研究選取gdp或人均gdp的增長率為被解釋變量，通過構(gòu)建線形、對數(shù)線形或雙對數(shù)線形模型，運用ols、gls、gmm方法進(jìn)行分析檢驗。本文借鑒國內(nèi)外關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的主流研究，選取下列控制變量，建立經(jīng)濟(jì)增長(以gdp的增長率來衡量)回歸模型如下：

其中，a1到a7均為待估參數(shù)，εi,t代表隨機(jī)誤差，各變量的含義說明(見表3)：

因為只根據(jù)樣本本身對其自身特征進(jìn)行分析，宜采用固定效應(yīng)模型；考慮到區(qū)域內(nèi)的省份間差異存在，異方差很可能對估計式存在影響，序列相關(guān)可能導(dǎo)致估計式有偏，因此，采用廣義最小二乘 (gls)進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果(見表4)：

如表4，由于兼顧發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)地區(qū)及樣本數(shù)量關(guān)系，全國的回歸方程的系數(shù)穩(wěn)定性較好。政府支出占總產(chǎn)值比重、固定資產(chǎn)投資比例、進(jìn)出口總額比例、就業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎嘏c經(jīng)濟(jì)增長在1%水平顯著相關(guān)，各變量的系數(shù)的符號都符合經(jīng)濟(jì)預(yù)測。其中，經(jīng)濟(jì)增長速度同政府干預(yù)負(fù)相關(guān)，與投資率、開放程度、就業(yè)率等正相關(guān)。而社會保障水平在1%的概率下對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。

就分地區(qū)數(shù)據(jù)看，在東部，地區(qū)開放程度、投資率、人力資本存量、就業(yè)率對經(jīng)濟(jì)增長起到了顯著的推動作用，其系數(shù)均在5%以下的概率水平上與 gdp增長率正相關(guān)，這與國內(nèi)外研究結(jié)果一致。而養(yǎng)老金總額占cdp的比例與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不顯著；對中西部而言，在各控制變量中，投資比重對經(jīng)濟(jì)增長的推動最為顯著，其次是地區(qū)開放程度，在 10%概率水平上與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)。而考慮到社會保障水平，在西部，社會保障與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系不顯著；而在中部，社會保障在1%概率水平上與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，且其回歸系數(shù)遠(yuǎn)大于其他控制變量的系數(shù)。相對于其他影響經(jīng)濟(jì)增長的因素而言，社會保障對中部經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響值得關(guān)注。

五、結(jié)論與政策建議

以上經(jīng)驗研究一方面驗證了不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段和水平下社會保障支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不同這一命題；一方面更引發(fā)了如何縮小地區(qū)差異和貧富差異的理論思考。我們熟知中國各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長是在不同水平上起步的，經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差距長期存在。20世紀(jì)90年代后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展更成為一個“零和博弈”，在增長的同時，經(jīng)濟(jì)個體的貧富差距和經(jīng)濟(jì)總量的區(qū)域差距逐漸拉大。黨的十六屆四中全會已明確提出“構(gòu)建社會主義和諧社會”的執(zhí)政目標(biāo)，因此從縮小區(qū)域發(fā)展不平衡角度出發(fā)，根據(jù)地區(qū)特點完善社會保障政策相當(dāng)重要。

經(jīng)濟(jì)最為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)，社會保障改革的步伐也最快，尤其是養(yǎng)老保險制度已基本成熟。盡管工資替代率是一個隨工資水平上升而自然下降的過程，部分省市的工資替代率接近發(fā)達(dá)國家水平是一個無可厚非的正常現(xiàn)象，但在社會補(bǔ)充養(yǎng)老保險、商業(yè)養(yǎng)老保險沒有充分發(fā)展的情況下，我們要特別關(guān)注老年人貧困，在政策重心應(yīng)放在“低?！比巳旱耐瑫r，盡可能地讓老年人分享社會發(fā)展成果。西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)總量水平偏低，財政供養(yǎng)人口比例偏高，大量就業(yè)集中在政府部門，因此養(yǎng)老保險待遇水平較高。“吃飯財政”從某些角度講影響了地方政府對地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持力度，同時過高的工資替代率很有可能滋生勞動力市場的敗德行為。目前，中部的問題最為嚴(yán)重。伴隨西部大開發(fā)戰(zhàn)略的提出，中部地區(qū)逐步喪失了原有的產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢、區(qū)位優(yōu)勢、體制優(yōu)勢、地域文化優(yōu)勢和資源優(yōu)勢等，成為政策邊緣化地區(qū)。其經(jīng)濟(jì)總量和總體發(fā)展水平不僅大大低于東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，而且也顯著低于全國平均水平。就社會保障看，無論是絕對水平還是相對水平，是與經(jīng)濟(jì)增長同步的聯(lián)動效應(yīng)還是對經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出效應(yīng)，中部均成“塌陷”態(tài)勢。分析這種“塌陷”的根源和內(nèi)在機(jī)制，是研究中部振興的重要方面。雖然中部崛起理論已經(jīng)被明確提出，但短期內(nèi)構(gòu)建新的發(fā)展優(yōu)勢的內(nèi)在動力不足。因此在加大二次分配力度的同時，更需要做大整個財富蛋糕。這才有可能真正構(gòu)建區(qū)域結(jié)構(gòu)的和諧發(fā)展。

數(shù)據(jù)分析論文:探討統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析體系中統(tǒng)計分析方法的選擇與比較

一、數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析的內(nèi)涵

數(shù)據(jù)分析是指運用一定的分析方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，從而獲得解決管理決策或營銷研究問題所需信息的過程。所謂的數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析就是運用統(tǒng)計學(xué)的方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。在實際的市場調(diào)研工作中，數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析能使我們挖掘出數(shù)據(jù)中隱藏的信息，并以恰當(dāng)?shù)男问奖憩F(xiàn)出來，并最終指導(dǎo)決策的制定。

二、數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析的原則

（1）科學(xué)性。科學(xué)方法的顯著特征是數(shù)據(jù)的收集、分析和解釋的客觀性，數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析作為市場調(diào)研的重要組成部分也要具有同其他科學(xué)方法一樣的客觀標(biāo)準(zhǔn)。（2）系統(tǒng)性。市場調(diào)研是一個周密策劃、精心組織、科學(xué)實施，并由一系列工作環(huán)節(jié)、步驟、活動和成果組成的過程，而不是單個資料的記錄、整理或分析活動。（3）針對性。就不同的數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析方法而言，無論是基礎(chǔ)的分析方法還是高級的分析方法，都會有它的適用領(lǐng)域和局限性。（4）趨勢性。市場所處的環(huán)境是在不斷的變化過程中的，我們要以一種發(fā)展的眼光看待問題。（5）實用性。市場調(diào)研說到底是為企業(yè)決策服務(wù)的，而數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析也同樣服務(wù)于此，在保證其專業(yè)性和科學(xué)性的同時也不能忽略其現(xiàn)實意義。

三、推論性統(tǒng)計分析方法

（1）方差分析。方差分析是檢驗多個總體均值是否相等的一種統(tǒng)計方法，它可以看作是t檢驗的一種擴(kuò)展。它所研究的是分類型自變量對數(shù)值型因變量的影響，比如它們之間有沒有關(guān)聯(lián)性、關(guān)聯(lián)性的程度等，所采用的方法就是通過檢驗各個總體的均值是否相等來判斷分類型自變量對數(shù)值型因變量是否有顯著影響。（2）回歸分析。在數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析中，存在著大量的一種變量隨著另一種變量的變化而變化的情況，這種對應(yīng)的因果變化往往無法用精確的數(shù)學(xué)公式來描述，只有通過大量觀察數(shù)據(jù)的統(tǒng)計工作才能找到他們之間的關(guān)系和規(guī)律，解決這一問題的常用方法是回歸分析?；貧w分析是從定量的角度對觀察數(shù)據(jù)進(jìn)行分析、計算和歸納。

四、多元統(tǒng)計分析方法

（1）相關(guān)分析。相關(guān)分析是描述兩組變量間的相關(guān)程度和方向的一種常用的統(tǒng)計方法。值得注意的是，事物之間有相關(guān)關(guān)系，不一定是因果關(guān)系，也可能僅僅是伴隨關(guān)系；但如果事物之間有因果關(guān)系，則兩者必然存在相關(guān)關(guān)系。（2）主成分分析。在大部分?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計分析中，變量之間是有一定的相關(guān)性的，人們自然希望找到較少的幾個彼此不相關(guān)的綜合指標(biāo)盡可能多地反映原來眾多變量的信息。所謂的主成分分析就是利用降維的思想，把多指標(biāo)轉(zhuǎn)化為幾個綜合指標(biāo)的多元統(tǒng)計分析方法，很顯然在一個低維空間識別系統(tǒng)要比在一個高維空間容易的多。（3）因子分析。因子分析的目的是使數(shù)據(jù)簡單化，它是將具有錯綜復(fù)雜關(guān)系的變量綜合為數(shù)量較少的幾個因子，以再現(xiàn)原始變量與因子之間的相互關(guān)系，同時根據(jù)不同因子，對變量進(jìn)行分類。這些因子是不可觀測的潛在變量，而原先的變量是可觀測的顯在變量。（4）聚類分析。在市場調(diào)論文聯(lián)盟//研中，市場細(xì)分是最常見的營銷術(shù)語之一，它按照一定的標(biāo)準(zhǔn)將市場分割為不同的族群，并使族群之間具有某種特征的顯著差異，而族群內(nèi)部在這種特征上具有相似性。聚類分析就是實現(xiàn)分類的一種多元統(tǒng)計分析方法，它根據(jù)聚類變量將樣本分成相對同質(zhì)的族群。聚類分析的主要優(yōu)點是，對所研究的對象進(jìn)行了全面的綜合分析，歸類比較客觀，有利于分類指導(dǎo)。（5）判別分析。判別分析是判別樣品所屬類型的一種多元統(tǒng)計方法。若在已知的分類下，遇到新的樣本，則可利用此法選定一種判別標(biāo)準(zhǔn)，以判定將該新樣品放置于哪個類中。由定義我們可以知道判別分析區(qū)別于聚類分析的地方，而在判別分析中，至少要有一個已經(jīng)明確知道類別的“訓(xùn)練樣本”，從而利用這個數(shù)據(jù)建立判別準(zhǔn)則，并通過預(yù)測變量來為未知類別的觀測值進(jìn)行判別。與聚類分析相同的地方是，判別分析也是利用距離的遠(yuǎn)近來把對象歸類的。

數(shù)據(jù)分析論文:環(huán)境空氣檢測數(shù)據(jù)分析及處理方法

摘要：隨著社會的快速發(fā)展，人們的生活水平越來越高，同時伴隨著而來的是環(huán)境質(zhì)量的下降，現(xiàn)在城市空氣質(zhì)量問題屢亮紅燈，人們越來越關(guān)注環(huán)境的質(zhì)量。現(xiàn)代科技的快速發(fā)展，使得在環(huán)境空氣檢測方面人工檢測的越來越少，自動檢測的越來越多，給人們帶來了很多的方便。本文分析環(huán)境空氣檢測的數(shù)據(jù)，對一些異常數(shù)據(jù)的檢測判斷分析，以及對這些異常數(shù)據(jù)該如何正確的處理。

關(guān)鍵詞：環(huán)境空氣檢測；數(shù)據(jù)分析；處理方法；異常數(shù)據(jù)

環(huán)境空氣自動檢測系統(tǒng)早已在空氣質(zhì)量檢測中運用嫻熟，在我國的各個城市的空氣質(zhì)量檢測得到廣泛的運用。環(huán)境空氣自動監(jiān)測系統(tǒng)是基于干法儀器的生產(chǎn)技術(shù)，利用定電位電解傳感器原理，結(jié)合電子技術(shù)和網(wǎng)絡(luò)通訊技術(shù)，研制、開發(fā)出來的最新科技產(chǎn)品，是開展城市環(huán)境空氣自動監(jiān)測的理想儀器。

目前，我國有上百個城市都運用了此系統(tǒng)來進(jìn)行城市空氣質(zhì)量的檢測。但是，這個系統(tǒng)也并不是百利無一害的，因為檢測中會面臨一些氣候異?，F(xiàn)象、還有設(shè)備的維修、斷電現(xiàn)象，諸如此類的現(xiàn)象會導(dǎo)致環(huán)境空氣自動檢測系統(tǒng)出現(xiàn)一些異常數(shù)據(jù)，這就需要工作人員對這些異常數(shù)據(jù)進(jìn)行分析探討，促進(jìn)環(huán)境空氣質(zhì)量檢測數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)化。

1環(huán)境空氣自動檢測系統(tǒng)的組成部分

環(huán)境空氣自動檢測系統(tǒng)可對環(huán)境空氣質(zhì)量進(jìn)行24小時自動連續(xù)檢測。該系統(tǒng)由檢測中心站、檢測子站和質(zhì)量保證實驗室組成。其中空氣環(huán)境檢測子站包括采樣系統(tǒng)、氣體分析儀器、校準(zhǔn)裝置、氣象系統(tǒng)、子站數(shù)據(jù)采集等。子站檢測的數(shù)據(jù)通過電話線傳送至環(huán)境檢測中心站進(jìn)行實時控制、數(shù)據(jù)管理及圖表生成。

檢測的項目為：so2、no、no2、nox、co、o3、pm10、氣象的五個參數(shù)（即：風(fēng)向、風(fēng)速、溫度、相對濕度、大氣壓力）子站計算機(jī)可連續(xù)自動采集大氣污染監(jiān)測儀、氣象儀、現(xiàn)場校準(zhǔn)的數(shù)據(jù)及狀態(tài)信息等，并進(jìn)行預(yù)處理和貯存，等待中心計算機(jī)輪詢或指令。采樣集氣管由采樣頭、總管、支路接頭、抽氣風(fēng)機(jī)、排氣口等組成。遠(yuǎn)程數(shù)據(jù)通訊設(shè)備由調(diào)制解調(diào)器和公用電話線路組成，有線調(diào)傳或直接使用無線pc卡（支持gprs）。

2異常數(shù)據(jù)

環(huán)境空氣自動檢測系統(tǒng)在24小時無人值班的情況下檢測中，經(jīng)常會出現(xiàn)一些異常數(shù)據(jù)。據(jù)統(tǒng)計，我國每年實時檢測的上萬個檢測數(shù)據(jù)中有0.95%——3.18%的異常數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)主要表現(xiàn)在一下幾個方面：

2.1可預(yù)知的異常數(shù)據(jù)

有的異常數(shù)據(jù)是因為儀器自身出現(xiàn)的故障、斷電等問題產(chǎn)生的，這種可預(yù)知的數(shù)據(jù)一般而言是不需要進(jìn)行分析的，這種可預(yù)知的異常數(shù)據(jù)被視作為無效數(shù)據(jù)，不參與均值計算。

2.2數(shù)據(jù)出現(xiàn)負(fù)值

出現(xiàn)負(fù)值的數(shù)據(jù)會有兩種情況，第一種是：檢測的環(huán)境中氣體濃度極低，接近于儀器的零點值，這個時候會因為儀器的零點漂移而產(chǎn)生負(fù)值的數(shù)據(jù)。第二種是因為儀器本身的故障導(dǎo)致的負(fù)值，這種就作為無效數(shù)據(jù)，不予分析。

2.3數(shù)據(jù)在零值附近徘徊

單個檢測子站的某項污染物的濃度出現(xiàn)極高值時，就會導(dǎo)致數(shù)據(jù)在零值附近徘徊5個小時以上。這個時候，要根據(jù)周圍的環(huán)境、氣象、風(fēng)向等來分析判斷。

2.4突然產(chǎn)生的異常數(shù)據(jù)

有的時候，當(dāng)外界環(huán)境發(fā)生急劇的變化時就會導(dǎo)致檢測的數(shù)據(jù)突然的發(fā)生異常情況，一般情況下只有當(dāng)發(fā)生突然的空氣污染問題時才會出現(xiàn)這種情況，也就是空氣中某一

或者幾種大氣污染物的濃度突然的急劇增加。這種情況需要工作人員根據(jù)當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境和以往的經(jīng)驗進(jìn)行判斷分析數(shù)據(jù)，對出現(xiàn)的異常數(shù)據(jù)進(jìn)行正確的取舍，將無效的數(shù)據(jù)不參與均值計算。

3處理方法

子站臨時停電或斷電，則從停電或斷電時起，至恢復(fù)供電后儀器完成預(yù)熱為止時段內(nèi)的任何數(shù)據(jù)都為無效數(shù)據(jù)，不參加統(tǒng)計?；謴?fù)供電后儀器完成預(yù)熱一般需要0.5～1 小時。

對于低濃度未檢出結(jié)果和在監(jiān)測分析儀器零點漂移技術(shù)指標(biāo)范圍內(nèi)的負(fù)值，應(yīng)該取監(jiān)測儀器最低檢出限的1/2 數(shù)值，作為檢測結(jié)果參加均值計算。

有子站自動校準(zhǔn)裝置的系統(tǒng)，儀器在校準(zhǔn)零/跨度期間，發(fā)現(xiàn)儀器零點漂移或跨度漂移超出漂移控制限，應(yīng)從發(fā)現(xiàn)超出控制限的時刻算起，到儀器恢復(fù)到調(diào)節(jié)控制限以下這段時間內(nèi)的檢測數(shù)據(jù)作為無效數(shù)據(jù)，不參加均值計算，但要對該數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)注，作為以后的參考數(shù)據(jù)保留。

對于手工校準(zhǔn)的系統(tǒng)，儀器在校準(zhǔn)零/跨度期間，發(fā)現(xiàn)儀器零點漂移或跨度漂移超出漂移控制限，應(yīng)從發(fā)現(xiàn)超出控制限時刻的前一天算起，到儀器恢復(fù)到調(diào)節(jié)控制限以下這段時間內(nèi)的監(jiān)測數(shù)據(jù)作為無效數(shù)據(jù)，不參加統(tǒng)計，但對該數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)注，作為參考數(shù)據(jù)保留。

在儀器校準(zhǔn)零/跨度期間出現(xiàn)的異常數(shù)據(jù)作為無效數(shù)據(jù)，不參加統(tǒng)計，但應(yīng)對該數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)注，作為以后儀器檢查的依據(jù)予以保留。

結(jié)束語

隨著社會的發(fā)展，環(huán)境保護(hù)工作受到的關(guān)注越來越多，城市規(guī)模的不斷擴(kuò)大給城市環(huán)境帶來了各種各樣的問題，人們對環(huán)境質(zhì)量的要求也越來越高。對環(huán)境的保護(hù)很重要的根據(jù)就是環(huán)境空氣檢測的數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)是做好環(huán)境保護(hù)工作的依據(jù)。而在環(huán)境空氣檢測系統(tǒng)中經(jīng)常會出現(xiàn)一些異常數(shù)據(jù)。對這些異常數(shù)據(jù)，先判斷是否是因為儀器自身的故障而產(chǎn)生的數(shù)據(jù)，排除這些無效的數(shù)據(jù)之外的異常數(shù)據(jù)，要根據(jù)具體情況進(jìn)行分析，尋找出出現(xiàn)異常數(shù)據(jù)的原因，然后找出解決問題的具體方法，保證環(huán)境檢測系統(tǒng)能夠健康安全的運轉(zhuǎn)下去，為環(huán)境保護(hù)工作貢獻(xiàn)自己的一份力量。

數(shù)據(jù)分析論文:中國青少年發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析報告

【摘 要 題】青少年社會調(diào)查

【正 文】

中國擁有世界上最為龐大的青少年人口群體。統(tǒng)計表明，2003年中國14～35歲人口有4.65億，占總?cè)丝诘?6.25%。對于任何社會來說，青少年都是民族的未來與希望。中國社會正處于改革開放的時代，現(xiàn)在的青少年是變革的弄潮兒、受益者和風(fēng)險承擔(dān)者，他們正在經(jīng)歷著我國社會經(jīng)濟(jì)等方面的重大變革，發(fā)展變化的速度很快?？陀^、準(zhǔn)確地了解和掌握青少年的現(xiàn)狀，才能從實際出發(fā)，制定有效的政策，從而正確引導(dǎo)青少年，把青少年一代培養(yǎng)成為有理想、有道德、有文化、有紀(jì)律的社會主義新人。本報告主要是依據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)對近年來中國青少年發(fā)展?fàn)顩r進(jìn)行分析，所采用的數(shù)據(jù)均為撰寫本報告時（截至2005年7月31日）中國青少年發(fā)展?fàn)顩r指標(biāo)體系中各項指標(biāo)所能獲得的最新數(shù)據(jù)。在本報告中青少年采用14～29歲和14～35歲兩種年齡統(tǒng)計口徑。

一、青少年人口狀況指標(biāo)

1.青少年人口總數(shù)及比重

2003年人口變動抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，全國14～29歲青少年共有311，217，923人，占總?cè)丝诘?4.25%。其中男性158，338，086人，女性152，879，837人，分別占總?cè)丝诘?2.34%和11.91%，性別比為103.57。14～35歲青少年共有465，259，674人，占總?cè)丝诘?6.25%。其中男性235，453，157人，女性229，806，517人，分別占總?cè)丝诘?8.34%和17.90%，性別比為102.46。

2.青少年人口性別年齡構(gòu)成

分性別年齡結(jié)構(gòu)反映的是男女不同性別人口的年齡分布情況。2003年中國青少年分性別人口的年齡分布基本一致，無論是男性還是女性，在其總?cè)丝谥卸际?0～35歲人口所占比例最高，其次是14～20歲人口。人口年齡結(jié)構(gòu)在20～30歲之間出現(xiàn)凹陷，除了自然的人口變動規(guī)律（如受人口慣性發(fā)展的影響）以外，與該年齡人群的漏報也有較大關(guān)系。因為這一年齡段人群處于流動活躍時期，而流動人口的漏報是統(tǒng)計中很難避免的。同時，我國軍人也主要集中在這個年齡段，而軍人人數(shù)是不在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中反映的，這也加大了凹陷的程度。

3.青少年人口分布狀況

人口的分布狀況主要由地區(qū)構(gòu)成和城鄉(xiāng)構(gòu)成兩項指標(biāo)來衡量。2000年第五次人口普查時，14～29歲的青少年人口廣東省為最多，達(dá)2900萬人，西藏最少，僅為82萬人。各省市青少年占總?cè)丝诘谋戎丶性?4.01～34.03%區(qū)間范圍內(nèi)，廣東省比重最高，達(dá)34.03%，最低的為江蘇省，占24.01%。14～35歲的青少年人口數(shù)分布與14～29歲的青少年人口數(shù)分布接近，比重略有差異。各省之間青少年人口差異與各省總?cè)丝诤退鼈冞^去的生育率、死亡率、遷移率的變化都有密切關(guān)系。

2003年14～29歲青少年人口31，122萬人，居住在城市的有7817萬人，占青少年人口的25.12%，居住在鎮(zhèn)的有4718萬人，占15.16%，居住在鄉(xiāng)的有18，587萬人，占59.72%。14～29歲青少年人口城鎮(zhèn)化水平40.28%略低于我國40.53%的城鎮(zhèn)化水平。14～35歲青少年人口46，526萬人，居住在城市的有12，165萬人，占青少年人口的26.15%，居住在鎮(zhèn)的有7234萬人，占15.55%，居住在鄉(xiāng)的有27，127萬人，占58.31%。14～35歲青少年人口城鎮(zhèn)化水平41.69%又略高于全國平均水平。

4.青少年人口的遷移

2000年第五次人口普查時，我國遷移人口有12，466，250人，其中14～29歲6，749，193人，占遷移總?cè)丝诘?4.14%，14～35歲8，396，246人，占遷移總?cè)丝诘?7.35%。遷移原因以務(wù)工經(jīng)商、學(xué)習(xí)培訓(xùn)、婚姻遷入為主，占遷移總?cè)丝诘钠叱芍啵ㄒ妶D1-3a和圖1-3b）。從全國遷移情況來看，學(xué)習(xí)培訓(xùn)、分配錄用、婚姻遷入、務(wù)工經(jīng)商主要是以青年人口為主，均占80%以上。

5.青少年人口的受教育狀況

隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，受教育程度普遍提高，14～29歲青少年人口有98.33%受過小學(xué)以上教育，14～35歲青少年人口比例略低一點(97.14%)，但仍以初中教育程度為主，分別占55.13%和50.34%。這與青少年正處于學(xué)習(xí)求知年齡不無關(guān)系。從全國總?cè)丝谑芙逃闆r來看，青少年人口受教育程度明顯好于其他年齡人口，初中以上各級文化程度人口中，14～29歲人口基本占40%左右，14～35歲人口基本占60%左右。

6.青年人口的婚姻狀況

青年人正處于組建家庭時期，15～29歲青年未婚人口占64.03%，有配偶占35.53%，隨著年齡的增長，有配偶的比例逐漸增大，15～35歲青年未婚人口占43.36%，有配偶占55.02%。青年人口婚姻關(guān)系比較穩(wěn)定，無論是在15～29歲青年人口中還是在15～35歲青年人口中，喪偶、離婚和再婚有配偶的比例都非常低，分別為0.7%和1.62%。

7.青年人口生育狀況

青年人口不同于老年人口和少年兒童人口，隨著其生理和心理的發(fā)育成熟，開始組建家庭哺育后代。從生育的年齡分布來看，青年正處于生育高峰期。根據(jù)2003年全國人口變動抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算，全國一般生育率為38.01‰，總和生育率為1.4‰，29歲組累計生育率為1164.79‰，35歲組累計生育率為1375.93‰。

8.青少年人口死亡狀況

青少年人口處于風(fēng)華正茂、生命力旺盛、死亡率水平最低時期。青年人口死亡率隨著年齡的增長略有增長，但增長幅度不大，基本在0.28～1.38‰的小區(qū)間范圍內(nèi)波動增長。根據(jù)2003年全國人口變動抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)計算，全國死亡率水平為6.05‰，青少年人口死亡率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于全國平均水平，14～29歲的死亡率僅為0.85‰，14～35歲的死亡率為0.95‰。

9.青年人口的民族狀況

我國是一個多民族國家，在960萬平方公里土地上居住著56個民族，每個民族都有自己的青少年人口。2000年第五次人口普查時，漢族仍是我國的主體民族，14～29歲青少年人口中有90.58%為漢族，9.42%為少數(shù)民族；14～35歲青少年人口中漢族比例略高，為91.09%，少數(shù)民族占8.91%。少數(shù)民族中壯族、滿族、回族、維吾爾族、苗族、彝族、土家族、蒙古族、藏族人數(shù)最多，人口比例均占0.5%以上。

二、青少年受教育狀況指標(biāo)

1.教育事業(yè)基本情況

2003年我國有普通高等學(xué)校1552所；普通中等學(xué)校89398所，其中普通中等專業(yè)學(xué)校3065所，普通中學(xué)79490所（高中15779所，初中63711所），職業(yè)中學(xué)6843所。普通高等學(xué)校專任教師72.5萬人；普通中等學(xué)校專任教師502.5萬人，其中普通中等專業(yè)學(xué)校專任教師19.9萬人，普通中學(xué)專任教師453.7萬人（高中專任教師107.1萬人，初中專任教師346.7萬人），職業(yè)中學(xué)專任教師28.9萬人。

從招生情況來看，2003年普通高等學(xué)校招生382.2萬人；普通中等學(xué)校招生3353.4萬人，其中普通中等專業(yè)學(xué)校招生183.9萬人，普通中學(xué)招生2947.4萬人（高中招生752.1萬人，初中招生2195.3萬人），職業(yè)中學(xué)招生222.1萬人。

從在校學(xué)生數(shù)來看，2003年普通高等學(xué)校在校學(xué)生1108.6萬人；普通中等學(xué)校在校學(xué)生9613.8萬人，其中普通中等專業(yè)學(xué)校在校學(xué)生502.4萬人，普通中學(xué)在校學(xué)生8583.2萬人（高中在校學(xué)生1964.8萬人，初中在校學(xué)生6618.4萬人），職業(yè)中學(xué)在校學(xué)生528.2萬人。

從畢業(yè)生數(shù)來看，2003年普通高等學(xué)校畢業(yè)187.7萬人；普通中等學(xué)校畢業(yè)2737.7萬人，其中普通中等專業(yè)學(xué)校畢業(yè)148.4萬人，普通中學(xué)畢業(yè)2453.7萬人（高中畢業(yè)458.1萬人，初中畢業(yè)1995.6萬人），職業(yè)中學(xué)畢業(yè)135.5萬人。

2.各級各類學(xué)校數(shù)

隨著我國社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，教育事業(yè)也獲得了長足的發(fā)展。從1990年到2003年，我國普通高等學(xué)校數(shù)增加了近一半，由1990年的1075所增加到2003年的1552所，平均每年增加37所普通高等學(xué)校。近十幾年間，在普通高等學(xué)校規(guī)模增加的同時，普通中等學(xué)校的規(guī)模卻在不斷縮減，已由1990年的100777所減至2003年的89398所，共減少11379所普通中等學(xué)校，其中主要是初中學(xué)校數(shù)的減少造成普通中等學(xué)校大規(guī)模的減少，初中在1990年到2003年十四年間減少了8242所，占所減少的普通中等學(xué)校的72.4%。

3.各級各類學(xué)校教職工數(shù)

與各級各類學(xué)校規(guī)模變化不同的是教職工人數(shù)的總體增加。1990年到2003年，普通高等學(xué)校教職工由100.6萬人增加到145.3萬人，增加了44.7萬人，增長了近一半。普通中等學(xué)校規(guī)模雖縮減了，但教職工人數(shù)仍增加了，由1990年482.6萬人增加到2003年624.4萬人，增加了141.8萬人，增長了29.4%。值得關(guān)注的是，普通中等學(xué)校教職工人數(shù)的增加主要是以普通中學(xué)教職工增加為主，而社會所需的中等專業(yè)學(xué)校（包括中等技術(shù)學(xué)校和中等師范學(xué)校）教職工人數(shù)卻是在減少。

4.各級各類學(xué)校專任教師數(shù)

各級各類學(xué)校教職工數(shù)的變化主要是專任教師數(shù)的變化導(dǎo)致的。1990年到2003年，普通高等學(xué)校專任教師由39.5萬人增加到72.5萬人，增加了33萬人，增長了近一倍。普通中等學(xué)校專任教師也由1990年的349.2萬人增加到2003年的502.5萬人，增加了153.3萬人，增長了43.9%。同樣的，普通中等學(xué)校專任教師人數(shù)的增加主要是以普通中學(xué)專任教師增加為主，而社會所需的中等專業(yè)學(xué)校（包括中等技術(shù)學(xué)校和中等師范學(xué)校）專任教師人數(shù)卻是在減少。

5.各級各類學(xué)校在校學(xué)生數(shù)

自從2000年擴(kuò)招以來，我國無論是普通高等學(xué)校，還是普通中等學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)都有了顯著增長。2000年到2003年，普通高等學(xué)校在校學(xué)生由556.1萬人增加到1108.6萬人，增加了552.5萬人，增長了近一倍。普通中等學(xué)校在校學(xué)生增長幅度雖不如普通高等學(xué)校，但也由2000年的8518.5萬人增加到2003年的9613.8萬人，增加了1095.3萬人，增長了12.9%。值得關(guān)注的是，在各級各類在校學(xué)生普遍增加的情況下，中等師范學(xué)校在校學(xué)生非但沒有增加反而減少了，2000年到2003年間，減少了16.9萬在校生，2003年在校生數(shù)僅為2000年在校生數(shù)的78%。

6.各級各類學(xué)校招生數(shù)

2000年以來，普通高等學(xué)校和高中的招生規(guī)模都有了很顯著的擴(kuò)大，分別由2000年的220.6萬人和472.7萬人擴(kuò)大到2003年的382.2萬人和752.1萬人，幾乎都翻了一倍。初中和中等師范學(xué)校的招生規(guī)模卻在縮減，尤其是初中，由2000年2263.3萬人縮減到2003年2195.3萬人，縮減了3%的招生規(guī)模。

7.各級各類學(xué)校畢業(yè)生數(shù)

近幾年來，普通高等學(xué)校和普通中學(xué)的畢業(yè)生都有所增加，分別由2000年的95萬人和1908.6萬人增加到2003年的187.7萬人和2453.7萬人，普通高等學(xué)校的畢業(yè)生幾乎翻了一倍；而中等專業(yè)學(xué)校和職業(yè)中學(xué)畢業(yè)生有所減少，分別由2000年的150.7萬人和176.3萬人減至2003年148.4萬人和135.5萬人。

8.研究生和留學(xué)生數(shù)

從2000年開始我國加大了研究生培養(yǎng)力度，擴(kuò)大了招生規(guī)模，增加了在學(xué)人數(shù)。2000年時，我國研究生在學(xué)人數(shù)為301239人，招生128484人，畢業(yè)58767人；2003年，我國研究生在學(xué)人數(shù)已為651260人，招生268925人，畢業(yè)111091人，都增長了一倍之多。

2000年以來，我國出國留學(xué)人員顯著增多，學(xué)成回國留學(xué)人員也略有增多。2000年，我國出國留學(xué)人員38989人，學(xué)成回國留學(xué)人員9121人；2003年我國出國留學(xué)人員增加到117307人，比2000年增加了78318人，是2000年的3倍，學(xué)成回國留學(xué)人員增加到20152人，比2000年增加了11031人，是2000年的2.2倍。

9.技工學(xué)校和學(xué)生數(shù)

2003年以來，技工學(xué)校規(guī)模一直在縮減，與此相反，技工學(xué)校的招生人數(shù)和在校學(xué)生數(shù)經(jīng)過一段低谷后又開始緩慢增多。截至2003年我國有技工學(xué)校2970所，在校學(xué)生193.1萬人，畢業(yè)生45.3萬人，招生91.6萬人，教職工20.2萬人。

10.初中畢業(yè)生升學(xué)率

2003年我國初中畢業(yè)生升學(xué)率為60.2%，2000年到2003年初中畢業(yè)生升學(xué)率明顯提高，僅用4年的時間就提高了10個百分點，1990年到2000年同樣是提高10個百分點卻用了10年的時間。

11.各地區(qū)按城鄉(xiāng)分普通中學(xué)學(xué)校及在校學(xué)生數(shù)

2003年，我國共有普通中學(xué)79490所，49.74%集中在農(nóng)村，有39539所，31.03%在縣鎮(zhèn)，有24662所，19.23%在城市，有15289所。普通中學(xué)中的高中有15779所，主要還是集中在城鎮(zhèn)，農(nóng)村甚少，只有2288所，占14.50%，而城市有6300所，占39.93%，縣鎮(zhèn)有7191所，占45.57%。在我國31省市自治區(qū)中，河南省普通中學(xué)最多，有6363所，西藏最少，僅有105所。

2003年，我國共有普通中學(xué)在校學(xué)生8583.2萬人，其中39.27%集中在農(nóng)村，有3370.8萬人，39.14%在縣鎮(zhèn)，有3359.4萬人，21.59%在城市，有1853萬人。在我國31省市自治區(qū)中，河南省普通中學(xué)在校學(xué)生最多，有750.5萬人，西藏最少，僅有11.4萬人。

三、青年勞動就業(yè)狀況指標(biāo)

1.經(jīng)濟(jì)活動狀況

根據(jù)2000年全國人口普查長表數(shù)據(jù)計算，我國15～29歲人口31390.0萬人，其中就業(yè)人口22615.4萬人，占72.05%，失業(yè)人口1573.6萬人，占5.01%。15～35歲人口47127.1萬人，其中就業(yè)人口36864.2萬人，占78.22%，失業(yè)人口1976.1萬人，占4.19%。

2.行業(yè)分布狀況

2000年第五次人口普查時，青少年人口主要從事的行業(yè)為農(nóng)林牧漁業(yè)、制造業(yè)、批發(fā)零售貿(mào)易和餐飲業(yè)，15～29歲青少年人口從事這三個行業(yè)的人員分別有13058.6萬人、4015.1萬人、1687.4萬人，分別占57.74%、17.75%、7.46%；15～35歲青少年人口從事這三個行業(yè)的人員分別有21686.2萬人、5870.3萬人、2780.0萬人，分別占58.83%、15.92%、7.54%（見表3-1）。

表3-1　全國青少年各行業(yè)人口

單位：萬人，%行業(yè)

15～29歲 15～35歲

人數(shù) 比例 人數(shù) 比例

總計 22615.4 100.00 36864.2 100.00

一、農(nóng)、林、牧、漁業(yè) 13058.6 57.74 21686.2 58.83

二、采掘業(yè) 210.6 0.93 403.0 1.09

三、制造業(yè) 4015.1 17.75 5870.3 15.92

四、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè) 150.1 0.66 258.5 0.70

五、建筑業(yè) 629.6 2.78 1122.4 3.04

六、地質(zhì)勘查業(yè)、水利管理業(yè) 22.0 0.10 42.0 0.11

七、交通運輸、倉儲及郵電通信業(yè) 616.1 2.72 1080.7 2.93

八、批發(fā)和零售貿(mào)易、餐飲業(yè) 1687.4 7.46 2780.0 7.54

九、金融、保險業(yè) 147.6 0.65 268.1 0.73

十、房地產(chǎn)業(yè) 51.9 0.23 84.7 0.23

十一、社會服務(wù)業(yè) 656.8 2.90 972.1 2.64

十二、衛(wèi)生、體育和社會福利業(yè) 252.2 1.12 394.9 1.07

十三、教育、文化藝術(shù)及廣播電影電視業(yè) 610.7 2.70 981.0 2.66

十四、科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè) 38.4 0.17 72.9 0.20

十五、國家機(jī)關(guān)、政黨機(jī)關(guān)和社會團(tuán)體 421.8 1.87 764.3 2.07

十六、其他行業(yè) 46.4 0.21 83.2 0.23

（資料來源：b）

3.職業(yè)分布狀況

2000年第五次人口普查時，青少年人口主要從事的三大職業(yè)為農(nóng)林牧漁水利生產(chǎn)、生產(chǎn)運輸設(shè)備操作和商業(yè)服務(wù)業(yè)，15～29歲青少年人口從事這三個職業(yè)的人員分別有13086.7萬人、4917.1萬人、2368.4萬人，分別占57.87%、21.74%、10.47%；15～35歲青少年人口從事這三個職業(yè)的人員分別有21728.9萬人、7508.9萬人、3828.5萬人，分別占58.94%、20.37%、10.39%（見表3-2）。

表3-2　全國青少年各職業(yè)人口

單位：人，%職業(yè)

15～29歲 15～35歲

人數(shù) 比例 人數(shù) 比例

總計 22615.4 100.00 36864.2 100.00

一、國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負(fù)責(zé)人 132.7 0.59 346.8 0.94

二、專業(yè)技術(shù)人員 1427.0 6.31 2333.2 6.33

三、辦事人員和有關(guān)人員 666.8 2.95 1091.3 2.96

四、商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員 2368.4 10.47 3828.5 10.39

五、農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員 13086.7 57.87 21728.9 58.94

六、生產(chǎn)、運輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員 4917.1 21.74 7508.9 20.37

七、不便分類的其他勞動者 16.7 0.07 26.4 0.07

（資料來源：b）

4.未工作狀況

2000年普查時，15～29歲青少年中未工作的人口有8774.6萬人，其中主要是在校學(xué)生，有5417.7萬人，占61.74%，依次是從未工作正在找工作1256.5萬人，占14.32%，料理家務(wù)1163.1萬人，占13.26%，其他518萬人，占5.9%，失去工作正在找工作317.1萬人，占3.61%，喪失工作能力102.1萬人，占1.16%。15～35歲青少年未工作人口有10262.9萬人，仍以在校學(xué)生為主，有5421.8萬人，占52.83%，依次是料理家務(wù)2008.3萬人，占19.57%，從未工作正在找工作1361.5萬人，占13.27%，其他690.3萬人，占6.73%，失去工作正在找工作614.6萬人，占5.99%，喪失工作能力164.6萬人，占1.60%，離退休1.7萬人，占0.02%。

四、青年公民參與狀況指標(biāo)

1.青年黨員狀況

中國共產(chǎn)黨是執(zhí)政黨，在政治社會生活中發(fā)揮著非常重要的作用，對青年有很大的吸引力。截至2004年底，全國黨員總數(shù)為6960.3萬名，其中35歲以下黨員1580.9萬名，占總數(shù)的22.7%。青年黨員的絕對數(shù)量和相對比例都有較大的增長，與上年相比，發(fā)展學(xué)生黨員增幅最為明顯，共增加了19.5萬名。

2.共青團(tuán)組織基本情況

共青團(tuán)是黨領(lǐng)導(dǎo)的先進(jìn)青年的群眾組織，發(fā)揮著黨的助手和后備軍的作用，發(fā)揮著國家政權(quán)的重要社會支柱的作用，發(fā)揮著黨和政府聯(lián)系青年群眾的橋梁與紐帶的作用。截至2004年年底，全國共有共青團(tuán)員7188萬人，為歷史最高水平；基層團(tuán)委21.2萬個，團(tuán)總支23.4萬個，團(tuán)支部254萬個；專職團(tuán)干部19.1萬人。學(xué)生團(tuán)員總數(shù)為3492萬人，約占團(tuán)員總數(shù)的49%。全國各學(xué)校中共有基層團(tuán)委5.9萬個，團(tuán)總支7.1萬個，團(tuán)支部89萬個。采掘業(yè)、制造業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)以及地質(zhì)勘察、水利管理業(yè)共有團(tuán)員為610萬人。這些行業(yè)中，基層團(tuán)委達(dá)3.6萬個，團(tuán)總支3.5萬個，團(tuán)支部30萬個。在農(nóng)、林、牧、漁業(yè)中，共有團(tuán)員2145萬人，基層團(tuán)委5.4萬個，團(tuán)總支7萬個，團(tuán)支部88萬個。第三產(chǎn)業(yè)及其他行業(yè)中，團(tuán)員總數(shù)為941萬人，建立了基層團(tuán)委6.3萬個，團(tuán)總支5.8萬個，團(tuán)支部47萬個。與2003年相比，全國團(tuán)員人數(shù)、團(tuán)委數(shù)和團(tuán)支部數(shù)都有一定增長。

全國少工委2004年6月公布的數(shù)據(jù)稱，目前全國有1.3億少先隊員。在學(xué)校的少先隊大隊53萬個、中隊1500萬個?，F(xiàn)有的1.3億名少先隊員，主要涵蓋了小學(xué)一年級第二學(xué)期的學(xué)生、小學(xué)二年級至初中一年級的學(xué)生、初中二年級的一部分學(xué)生，個別也有初中三年級的學(xué)生。近80%少先隊員在農(nóng)村，涵蓋各個地區(qū)和民族。目前，全國有專職大隊輔導(dǎo)員和專職少先隊干部約40萬名，中隊兼職輔導(dǎo)員350萬名。另據(jù)不完全統(tǒng)計，全國目前約有80萬名志愿輔導(dǎo)員。1984年成立的中國少年先鋒隊工作委員會（簡稱全國少工委），是少先隊的最高領(lǐng)導(dǎo)機(jī)構(gòu)。全國大部分縣級以上團(tuán)組織和教育行政部門共同成立了少先隊工作委員會。

3.全國青聯(lián)委員構(gòu)成狀況

全國青聯(lián)第十屆委員會第一次會議于2005年7月召開，本屆委員會委員共1380名，平均年齡35.49歲。本屆全國青聯(lián)委員的界別構(gòu)成情況是：科學(xué)技術(shù)界129名，教育界81名，農(nóng)林牧漁界50名，社會科學(xué)界47名，工交商貿(mào)界93名，企業(yè)管理界135名，金融界64名，政法界30名，文化藝術(shù)界157名，新聞出版界61名，體育界43名，醫(yī)藥衛(wèi)生界69名，社會團(tuán)體和中介組織界45名，宗教界41名，海外學(xué)人華僑界48名，公共管理和其他界168名，臺胞和港澳特邀人士119名；民族構(gòu)成情況是：55個少數(shù)民族委員共217名，占委員總數(shù)的15.72%；性別構(gòu)成情況是：男委員998名，占委員總數(shù)的72.32%，女委員382名，占委員總數(shù)的27.68%；黨派構(gòu)成情況是：中共黨員683名，占委員總數(shù)的49.49%，8個派成員123名，占委員總數(shù)的8.91%，無黨派541名，占委員總數(shù)的39.20%，共青團(tuán)員33名，占委員總數(shù)的2.39%；文化程度和職稱情況是：大專以上文化程度1331名，占委員總數(shù)的96.45%，其中，研究生學(xué)歷754名，占委員總數(shù)的54.64%，副高以上職稱669名，占委員總數(shù)的48.48%。

4.青年參與志愿服務(wù)狀況

截至2004年初，全國累計已有1.5億人次以上的青年在扶貧開發(fā)、社區(qū)服務(wù)、環(huán)境保護(hù)、大型活動、搶險救災(zāi)、海外服務(wù)等領(lǐng)域向社會提供了超過55億小時的志愿服務(wù)。據(jù)初步統(tǒng)計，全國各?。▍^(qū)、市）和2/3以上的地（市）及部分縣建立了青年志愿者協(xié)會或志愿者協(xié)會，建立社區(qū)服務(wù)站8.9萬個，注冊志愿者超過1379萬。

在13天報名時間里，全國共有49615名高校應(yīng)屆畢業(yè)生報名參加2004年度的大學(xué)生志愿服務(wù)西部計劃，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出6000人的計劃招募數(shù)，也超出了2003年43763名的報名數(shù)。通過西部計劃的動員、招募工作，一曲新時代的青春之歌正在校園里唱響。它的實際意義已遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過具體有多少人報名。無論最后他們是否去西部，在他們的人生歷程中，已激起了一次為國家社會和人民做貢獻(xiàn)的熱潮。2003年，全國700多所高校參加了招募工作，而2004年增加到1203所。

在2004年報名參加西部計劃的畢業(yè)生中，本科及以上學(xué)歷者有19415名，占總數(shù)的39.1%，較2003年28.1%的比例明顯上升；而黨團(tuán)員又發(fā)揮了模范帶頭作用，比例高達(dá)98.2%，其中中共黨員有7945名。

5.青年網(wǎng)絡(luò)參與和應(yīng)用狀況

網(wǎng)絡(luò)在現(xiàn)代工作和生活中已成為不可缺少的工具，網(wǎng)絡(luò)對青年生活影響很大。中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)中心2005年7月21日公布的第十六次中國互聯(lián)網(wǎng)絡(luò)發(fā)展?fàn)顩r統(tǒng)計報告表明，截至2005年6月30日，我國上網(wǎng)計算機(jī)臺數(shù)為4560萬，上網(wǎng)人數(shù)達(dá)10300萬，其中18歲以下網(wǎng)民占總網(wǎng)民的15.8%，18～24歲網(wǎng)民占37.7%，25～30歲網(wǎng)民占17.4%，31～35歲網(wǎng)民占10.4%，35歲以下網(wǎng)民共占81.3%，達(dá)8374萬人。網(wǎng)民中男性占59.6%，女性占40.4%，未婚者占59%，已婚者占41%。網(wǎng)民上網(wǎng)前三位的目的是休閑娛樂、獲取信息和學(xué)習(xí)，上網(wǎng)目的繼續(xù)多樣化發(fā)展。

五、青少年身心健康狀況指標(biāo)

教育部關(guān)于2002年學(xué)生體質(zhì)健康監(jiān)測結(jié)果公告稱，當(dāng)前學(xué)生體質(zhì)健康問題主要存在于四個方面：一是部分身體素質(zhì)指標(biāo)水平繼續(xù)呈下降趨勢。反映下肢爆發(fā)力的立定跳遠(yuǎn)水平，與2000年相比，有75%的年齡組呈下降趨勢。反映腰腹力量的仰臥起坐（女生）水平，與2000年相比，7～12歲、13～18歲、19～22歲年齡組分別平均下降2.8次、3.7次、3.4次；二是反映肺功能的肺活量繼續(xù)呈下降趨勢。與2000年相比，7～18歲男女學(xué)生分別下降了168毫升、78毫升。大學(xué)生與中小學(xué)生情況基本相同；三是超重及肥胖學(xué)生明顯增多，已成為城市學(xué)生的重要健康問題。監(jiān)測結(jié)果顯示：學(xué)生中的肥胖檢出率，在2000年比1995年上升的基礎(chǔ)上，繼續(xù)上升。城市男生肥胖檢出率上升最快，其中10～12歲由1995年的6.05%上升到2000年的11.68%和2002年的14.46%。男女生肥胖檢出率均有年齡提前的趨勢，這提示營養(yǎng)教育應(yīng)從低齡抓起；四是學(xué)生視力不良檢出率仍然居高不下，小學(xué)生視力不良檢出率為26.96%，初中生為53.43%，高中生為72.8%，大學(xué)生為77.95%。

在第13個世界精神衛(wèi)生日（2004年10月10日），衛(wèi)生部、世界衛(wèi)生組織駐華代表處等機(jī)構(gòu)透露，在我國17歲以下的兒童青少年中，至少有3000萬人受到各種情緒障礙和行為問題的困擾，并呈上升趨勢。其中，中小學(xué)生精神障礙患病率為21.6%到32.0%。統(tǒng)計表明，目前，我國各類精神病的患病率已達(dá)13.47‰，共有精神病患者1600萬。兒童行為問題、學(xué)生心理衛(wèi)生問題、自殺等問題明顯增多。據(jù)世界衛(wèi)生組織調(diào)研，中、小學(xué)生精神障礙，突出表現(xiàn)為人際關(guān)系、情緒穩(wěn)定性和學(xué)習(xí)適應(yīng)方面的問題。據(jù)估計，有30%會發(fā)展為成人注意缺陷多動障礙，且成年早期的犯罪、酒癮、吸毒、反社會性人格障礙率是普通人群的5至10倍。此外，有16.0%到25.4%的大學(xué)生有心理障礙，表現(xiàn)以焦慮不安、恐怖、神經(jīng)衰弱、強(qiáng)迫癥和抑郁情緒為主。

北京心理危機(jī)研究與干預(yù)中心是我國首家直接干預(yù)自殺行為的專業(yè)機(jī)構(gòu)，服務(wù)范圍是抑郁癥和自殺干預(yù)。據(jù)該中心2004年底公布的一項最新調(diào)查數(shù)據(jù)顯示：我國現(xiàn)在每兩分鐘就有1人自殺死亡，8人自殺未遂，每年有28.7萬人死于自殺，200萬人自殺未遂。自殺已在我國人口死亡原因中排序第五；在15歲～34歲青壯年中，自殺在死亡原因中排首位。

數(shù)據(jù)分析論文:淺析農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民養(yǎng)老保障行為影響的調(diào)查研究 基于對句容市古村 延福村 太平村的調(diào)研數(shù)據(jù)分析

作者：覃雁君　岳林璐　王繼超

論文關(guān)鍵詞:農(nóng)村土地;流轉(zhuǎn);保障困境;農(nóng)民養(yǎng)老

論文摘要:農(nóng)村土地作為一種重要的生產(chǎn)資料，其生產(chǎn)功能的實現(xiàn)在一定程度上關(guān)系到農(nóng)民的生活水平。同時，農(nóng)村土地也長時期扮演著保障角色，為農(nóng)民提供相關(guān)生活與養(yǎng)老保障。但是隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展以及農(nóng)村土地市場的發(fā)育，農(nóng)村土地承擔(dān)的養(yǎng)老保障功能日益受到?jīng)_擊。該文通過時土地流轉(zhuǎn)行為較為普遍的江蘇省句容市進(jìn)行實地調(diào)研，揭示了農(nóng)村土地養(yǎng)老保障困境的存在。調(diào)查結(jié)果顯示，在非農(nóng)收入占總收入比率高的地區(qū)，農(nóng)村土地養(yǎng)老保障功能弱化，但農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民養(yǎng)老行為的影響維持在一個較低的水平。結(jié)合調(diào)查研究，提出通過完善養(yǎng)老保障制度、保障農(nóng)民權(quán)益、創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)方式、擴(kuò)大農(nóng)民就業(yè)市場等4種途徑來促進(jìn)農(nóng)村社會養(yǎng)老保障的發(fā)展。

1、農(nóng)村土地“保障困境”分析

從理論上看，農(nóng)村土地“保障困境”主要是指農(nóng)村土地保障功能弱化的現(xiàn)實和農(nóng)民對土地保障功能的“依賴”的矛盾。溫鐵軍在其文中強(qiáng)調(diào):“中國農(nóng)村的耕地不僅具有雙重功能，而且越來越多地轉(zhuǎn)變?yōu)橐猿袚?dān)農(nóng)民的生存保障功能為主”?？梢钥闯鑫覈r(nóng)村土地扮演著保障功能的角色。這種保障的功能主要建立在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)功能的基礎(chǔ)之上。趙海林通過對我國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度設(shè)計的分析也指出“家庭聯(lián)產(chǎn)承包制度突破了集體所有制，農(nóng)民獲得了土地的有限使用權(quán)，但并沒有改變土地集體所有的現(xiàn)狀。相反，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制將土地這一重要的生產(chǎn)資料的經(jīng)營、轉(zhuǎn)讓及收益權(quán)賦予農(nóng)民，從而為土地保障功能的實現(xiàn)莫定了基礎(chǔ)”。我國農(nóng)村土地的產(chǎn)權(quán)制度的設(shè)計決定了其保障功能。但是這種保障功能設(shè)計的愿景由于社會的變遷而受到?jīng)_擊，這就是農(nóng)村土地“保障困境”的出現(xiàn)。農(nóng)民往往將承包土地當(dāng)作保障的最后一道防線，但這道防線對于農(nóng)民的保障功能是有限的。正如劉書鶴在其文中闡述的農(nóng)民將由于勞動能力下降以及土地的收益的減少而使得這種保障無法有效實現(xiàn)。

通過對調(diào)查數(shù)據(jù)分析，農(nóng)村土地保障功能弱化主要體現(xiàn)在農(nóng)民從業(yè)特征和農(nóng)戶的收入結(jié)構(gòu)變化等方面:

(1)農(nóng)業(yè)對于農(nóng)民從業(yè)的主體性地位發(fā)生改變。農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)主要就是指通過土地生產(chǎn)來獲得收入的途徑。調(diào)查數(shù)據(jù)顯示，分析戶主從事的工作類型來看，犯戶的戶主從事的主要工作是務(wù)農(nóng)，占調(diào)查樣本的30.2%，低于以打工為業(yè)的戶主數(shù)量。38戶戶主的次要工作是務(wù)農(nóng)，占調(diào)查總體的39%。從事農(nóng)業(yè)為次要工作的戶主超過了從事農(nóng)業(yè)為主要工作的戶主數(shù)量，農(nóng)業(yè)在農(nóng)村的主體性地位已經(jīng)發(fā)生了改變。

(2)農(nóng)民收入結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，農(nóng)業(yè)收入的絕對數(shù)降低，占總收入的相對比例也降低。以戶為對象，2009年每戶的農(nóng)業(yè)收入平均為4214. 2元，2008年平均為5059. 59元，2007年為5307元。2009年每戶平均農(nóng)業(yè)收入與2008年相比下降了 16. 7 % , 2008年與2007年相比下降了4. 6%;農(nóng)業(yè)收入占總收入的比重下降，而2009年的農(nóng)民總收入與2008年相比呈現(xiàn)增長的趨勢，可見農(nóng)業(yè)收入占總收入比例的下降，非農(nóng)業(yè)收入的增加。通過對106戶農(nóng)民2009年收入結(jié)構(gòu)調(diào)查數(shù)據(jù)的分析，非農(nóng)業(yè)收入占總收人的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了農(nóng)業(yè)收入，平均為84%，是農(nóng)業(yè)收入占總收入比重均值的5. 2倍。

農(nóng)業(yè)對于農(nóng)民從業(yè)的主體性地位發(fā)生改變及農(nóng)民農(nóng)業(yè)收入下降的趨勢，表明了農(nóng)村土地的生產(chǎn)功能弱化的現(xiàn)實，但是這種現(xiàn)實并不能斷定農(nóng)村土地保障功能的喪失。農(nóng)民對其土地的保有量及其變化就充分顯示了農(nóng)村土地仍然具有保障功能，顯示了農(nóng)民對土地保障功能的“依賴”。農(nóng)民保留口糧田地的行為就可以充分證明這一點。在長期有非農(nóng)業(yè)工作的前提之下，村民流轉(zhuǎn)土地的意愿明顯高于沒有穩(wěn)定非農(nóng)工作時的意愿。前者愿意流轉(zhuǎn)出土地的比重平均為70%，而后者為40%。同時從這些數(shù)據(jù)分析中也可以看出，非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性將有利于促進(jìn)農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)，土地依然承擔(dān)著農(nóng)民的就業(yè)保障和其他的保障功能。

2、土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民養(yǎng)老保障的影響

2. 1土地流轉(zhuǎn)對土地保障功能的影響通過土地流轉(zhuǎn)可以將土地資產(chǎn)轉(zhuǎn)化成為土地資本。從土地流轉(zhuǎn)的收入對農(nóng)民收入的影響來分析，土地流轉(zhuǎn)收入占農(nóng)業(yè)收入的比重為14. 59%，占總收入的比重為0. 65 % 0 2008年土地流轉(zhuǎn)的收入平均數(shù)(以戶為計量單位)較2007年上漲了66. 4元，上漲率為13. 06% , 2009年土地流轉(zhuǎn)收入與2008年基本持平。但是由于土地流轉(zhuǎn)收入占農(nóng)業(yè)收入比重低，土地流轉(zhuǎn)收入不能對農(nóng)業(yè)收入產(chǎn)生較大變化，從而對土地養(yǎng)老保障功能產(chǎn)生較大影響。在非農(nóng)就業(yè)收入高的地區(qū)，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對土地養(yǎng)老保障功能的直接影響水平更低。相反，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民總收入的增長影響較大，非農(nóng)就業(yè)對農(nóng)民養(yǎng)老保障行為的影響更明顯。農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民養(yǎng)老保障行為的影響的另一個層面，就是通過土地流轉(zhuǎn)，轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力，促進(jìn)非農(nóng)就業(yè)方面顯示出來，但是在土地約束勞動力的機(jī)制已經(jīng)不明顯的情況下，這種影響也不太明顯。

2. 2土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民養(yǎng)老保障行為的影響農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民的養(yǎng)老保障行為影響保持在較低水平。主要表現(xiàn)在以下幾方面:

(1)從調(diào)查的數(shù)據(jù)(見表1)可以看出，參與流轉(zhuǎn)土地的42戶農(nóng)戶，其中有15戶(占調(diào)查參與土地流轉(zhuǎn)農(nóng)戶的33 %)擔(dān)心土地流轉(zhuǎn)會影響到養(yǎng)老。9戶農(nóng)戶主認(rèn)為土地重要，其他的則認(rèn)為土地升值流轉(zhuǎn)后則體現(xiàn)不出來或認(rèn)為勞動能力下降等原因。67%的農(nóng)戶則認(rèn)為不會影響到其養(yǎng)老水平。持這種觀點的理由:一是土地到期后使用權(quán)依然歸自己(持此看法有7戶，占16. 6% );二是土地的收入占總收入的比重不高，(持此看法有18戶，占42. 8 % );三是通過流轉(zhuǎn)后獲得租金(持此看法有3戶，占7. 1 %);四是認(rèn)為可以通過養(yǎng)老保險和子女贍養(yǎng)來實現(xiàn)養(yǎng)老(持此看法有6戶，占14. 28%)，與土地流轉(zhuǎn)的關(guān)系不大。

(2)從土地流轉(zhuǎn)戶與非土地流轉(zhuǎn)戶家庭的參保率(此處的家庭參保率二實際參保人數(shù)/應(yīng)保人數(shù)x 100%)比較分析來看，土地流轉(zhuǎn)戶42戶的參保率與非土地流轉(zhuǎn)戶64戶的家庭參保率在統(tǒng)計上沒有顯著的差異。利用stata軟件，做兩樣本的參保率均值t檢驗。我們將土地流轉(zhuǎn)與否變量表示為traps，土地流轉(zhuǎn)戶該變量取值為1，非流轉(zhuǎn)戶為0;家庭參保率變量表示為join。

從表2可以得出，土地流轉(zhuǎn)戶與非流轉(zhuǎn)戶的家庭參保率差異并不明顯，標(biāo)準(zhǔn)差也較小。由于流轉(zhuǎn)戶與非流轉(zhuǎn)戶在參保率取值上的分布的方差并不相同，因而采用添加unequal選項的均值t檢驗。過程與結(jié)果如下:

以上結(jié)果顯示，土地流轉(zhuǎn)戶與土地非流轉(zhuǎn)戶的家庭參保率均值沒有顯著差異。因而在目前土地流轉(zhuǎn)發(fā)展的水平上，土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民的養(yǎng)老保障行為的影響并不突出。

(3)在研究中“假設(shè)租金上漲”，有25%的被調(diào)查村民愿意增加參保人數(shù)或繳費額，有50%的農(nóng)戶則認(rèn)為，其不會增加參保人數(shù)或繳費額，還有25%左右的農(nóng)戶則認(rèn)為，這兩者之間不存在直接的聯(lián)系。農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)與農(nóng)民參保行為之間的關(guān)系并不顯著。

(4)從養(yǎng)老保障的支出來看，土地流轉(zhuǎn)的所得小于參保支出。89戶家庭的土地流轉(zhuǎn)所得均小于參保支出，占調(diào)查總戶數(shù)的83. 9%。由此可推斷，大多數(shù)農(nóng)戶的土地流轉(zhuǎn)收入無法支撐參保支出。同時由統(tǒng)計表可以計算出土地流轉(zhuǎn)收入占參保支出的比重為25. 8%，無法維持一戶家庭的參保支出。所以可以推斷土地流轉(zhuǎn)對農(nóng)民社會養(yǎng)老保障行為的影響很小。

3、農(nóng)民養(yǎng)老意識和認(rèn)可的養(yǎng)老方式的變遷

3.1農(nóng)民的養(yǎng)老意識已發(fā)生改變農(nóng)民的養(yǎng)老意識則主要是指農(nóng)民選擇養(yǎng)老方式的觀念。我國農(nóng)民傳統(tǒng)的養(yǎng)老意識傾向于家庭養(yǎng)老，但是隨著社會的發(fā)展，農(nóng)民的養(yǎng)老意識也發(fā)生了變化。通過對訪談數(shù)據(jù)的分析，農(nóng)民的養(yǎng)老意識已有兩個方面的轉(zhuǎn)變:(1)被動性的養(yǎng)老觀念向主動性的養(yǎng)老觀念轉(zhuǎn)變。從對參保戶的調(diào)查中可以了解到，84戶被調(diào)查農(nóng)戶中，有79. 2%的農(nóng)戶認(rèn)為參加養(yǎng)老保險“可以減輕兒女的負(fù)擔(dān)，老有所養(yǎng)”，與傳統(tǒng)的“養(yǎng)兒防老”的意識已經(jīng)有了很大的區(qū)別;從傳統(tǒng)意義上的對人的依賴向?qū)ι鐣顿Y來達(dá)到養(yǎng)老的轉(zhuǎn)變，開始了由家庭式的養(yǎng)老意識向社會化的養(yǎng)老意識過度。(2)靜態(tài)的養(yǎng)老觀念向動態(tài)的養(yǎng)老觀念轉(zhuǎn)變。農(nóng)民的養(yǎng)老不再局限于家庭和土地，社會化的養(yǎng)老途徑增加了農(nóng)民養(yǎng)老的可靠性。有15戶(占回答此問題戶數(shù)的30%)表示適當(dāng)條件下可全部流轉(zhuǎn)，不留存土地，因為他們認(rèn)為隨著年齡的增長勞動能力會減弱。

3. 2農(nóng)民認(rèn)可的養(yǎng)老方式更加傾向于養(yǎng)老保險在對“農(nóng)戶認(rèn)為最可行的養(yǎng)老方式”的調(diào)查中，有70. 75%的被調(diào)查農(nóng)戶認(rèn)為自己以后的養(yǎng)老方式是依靠養(yǎng)老保險養(yǎng)老，而傳統(tǒng)的“土地+家庭(兒女養(yǎng)老)”的養(yǎng)老方式只占18. 87%。農(nóng)民在養(yǎng)老方式上的選擇更加傾向于通過養(yǎng)老保險的途徑來實現(xiàn)養(yǎng)老保障(見表5)。

4、新型農(nóng)村養(yǎng)老保險在農(nóng)村的運行狀況

從句容市三村的調(diào)查結(jié)果來看，新型農(nóng)村養(yǎng)老保險在三村的試點時間短(2008年試點)，發(fā)展較快，截止2009年底參保率達(dá)到27.5 %。通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)新農(nóng)保在句容市三村的運行主要存在以下3個方面的不足:

4.1農(nóng)民對于農(nóng)村養(yǎng)老保險政策認(rèn)識不足，存在一定的盲目性主要表現(xiàn)在不清楚養(yǎng)老金水平的戶數(shù)占調(diào)查總戶數(shù)的65 %(見表6);當(dāng)問到養(yǎng)老金是否合理時，61. 32%的農(nóng)戶都選擇了“無所謂合不合理”這一選項(見表7)。

4. 2新型農(nóng)村社會養(yǎng)老保險在實際的運行中.多層次、差異化的繳費制度設(shè)計沒有得到充分的體現(xiàn)在繳費的檔次上，只有一個檔次設(shè)計，年均繳費438元。這種硬性的繳費沒有顧及到農(nóng)村人均收入的差異性。農(nóng)村人均收入差距的存在，顯示了這一制度的設(shè)計不完善。一方面是由于新農(nóng)保增加了農(nóng)民的現(xiàn)實的負(fù)擔(dān)，另一方面就是繳費額度的設(shè)計，沒有設(shè)計出適合不同農(nóng)民群體的繳費標(biāo)準(zhǔn)。

農(nóng)民對新型社會養(yǎng)老保險制度的認(rèn)知不足和多層次、差異化的繳費制度在實踐中的缺位，這些因素都不利于推行新型的農(nóng)村社會養(yǎng)老保險制度。

5、土地保障困境背景下的農(nóng)民養(yǎng)老保障出路設(shè)計

農(nóng)村土地保障困境的存在，一方面表明農(nóng)民養(yǎng)老保障需要通過社會保障來加以完善，另一方面又要考慮到農(nóng)村土地“保障困境”所顯示的另一種現(xiàn)實，即土地仍然有一定的保障功能。在“保障困境”的背景之下，結(jié)合農(nóng)村養(yǎng)老保障發(fā)展的實際情況，可從以下4個方面來促進(jìn)農(nóng)民養(yǎng)老保障的發(fā)展和完善。

5. 1完善農(nóng)村社會養(yǎng)老保障制度，提高農(nóng)民保障水平農(nóng)村土地“保障困境”的出現(xiàn)，呼吁農(nóng)村社會養(yǎng)老保障制度的完善。農(nóng)村的養(yǎng)老保險制度的設(shè)計也要基于這種現(xiàn)實考慮，這樣的制度設(shè)計才能確保其適應(yīng)性。一是農(nóng)村社會養(yǎng)老保障的定位要明確，我國農(nóng)村的養(yǎng)老保障水平因受到國情的影響必然是低水平的。二是農(nóng)村社會養(yǎng)老保障制度的設(shè)計必然要考慮到公平的要素，其受惠的普遍性、公正性應(yīng)當(dāng)?shù)玫街匾?。三是要加?qiáng)宣傳，提高農(nóng)民對新農(nóng)保這一制度的科學(xué)認(rèn)知水平，提高村民參保的積極性。四是作為農(nóng)村養(yǎng)老保障制度重要組成部分的農(nóng)村養(yǎng)老保險制度的設(shè)計應(yīng)當(dāng)考慮農(nóng)村人均收入的差異性的存在，多層次繳費的保障制度設(shè)計有利于確保不同收入群體支付保障支出的可行性。五是由于農(nóng)村養(yǎng)老保險制度在農(nóng)村的長期性缺位，農(nóng)民的年齡結(jié)構(gòu)也處于不同的層次，設(shè)計時應(yīng)當(dāng)注重靈活性。六是由于農(nóng)村土地保障困境顯示，農(nóng)民通過保留口糧地來實現(xiàn)保障的客觀存在，有其自身的意義?？梢钥紤]將農(nóng)村養(yǎng)老保險制度設(shè)計成為農(nóng)民養(yǎng)老保障的一個補(bǔ)充，多元化的養(yǎng)老保障是提高農(nóng)民養(yǎng)老保障水平的必然選擇。

5. 2保障農(nóng)民的土地合法權(quán)益，保證農(nóng)民選擇的自主性一方面要嚴(yán)格依法進(jìn)行土地流轉(zhuǎn)，充分尊重農(nóng)民的自全陛，規(guī)范土地流轉(zhuǎn)市場。土地流轉(zhuǎn)只有在尊重農(nóng)民的自主性和保障農(nóng)民合法權(quán)益的基礎(chǔ)上，才能保障農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場化發(fā)展。行政干預(yù)、集體流轉(zhuǎn)這些流轉(zhuǎn)途徑的存在，可能出現(xiàn)對群眾自主性的踐踏，因而要確保農(nóng)民在土地流轉(zhuǎn)中的有效參與。另一方面要結(jié)合農(nóng)民生活生產(chǎn)的實際情況，科學(xué)促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的發(fā)展。土地“保障困境”所顯示的農(nóng)民保留口糧地的行為，應(yīng)當(dāng)值得關(guān)注。農(nóng)村土地承擔(dān)著生產(chǎn)和保障等多重功能，甚至還是農(nóng)民精神生活的重要組成部分，簡單的以“土地?fù)Q保障”的做法應(yīng)當(dāng)慎重從事。

5. 3通過土地流轉(zhuǎn)市場的完善和土地流轉(zhuǎn)方式的創(chuàng)新，提高農(nóng)民的保障水平從目前來看，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的中介機(jī)構(gòu)欠缺，流轉(zhuǎn)方式單一等，這些因素制約著農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)的有效實施，甚至導(dǎo)致不能有效地發(fā)揮土地的保障功能?；钴S土地市場，特別是將土地信息數(shù)字化、網(wǎng)絡(luò)化，建立土地流轉(zhuǎn)的交易平臺，有效地促進(jìn)農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)實現(xiàn)市場化，為農(nóng)民的養(yǎng)老保障提供相應(yīng)的物質(zhì)補(bǔ)充。同時，還可以通過土地流轉(zhuǎn)市場，創(chuàng)新土地流轉(zhuǎn)方式，提高土地流轉(zhuǎn)的績效。比如農(nóng)村土地合作社的建立，就可以使農(nóng)民以土地承包經(jīng)營權(quán)入股，在合作的基礎(chǔ)上提高農(nóng)村土地的保障功能。

5. 4擴(kuò)大農(nóng)民就業(yè)市場第一，加速農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)，完善農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)市場，以促進(jìn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性。非農(nóng)就業(yè)可將農(nóng)民從土地上轉(zhuǎn)移出來，但要看到農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的艱巨性，要意識到農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的長期性。第二，加大農(nóng)業(yè)開發(fā)和投人，發(fā)展特色農(nóng)業(yè)。傳統(tǒng)的農(nóng)業(yè)對農(nóng)村勞動力的容納能力受到了土地產(chǎn)出的制約。農(nóng)業(yè)開發(fā)可以改善農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施，從而改善農(nóng)民的農(nóng)業(yè)就業(yè)環(huán)境。同時還可以通過對農(nóng)村土地尤其是荒山、荒地、地產(chǎn)林地等的開發(fā)，促進(jìn)其流轉(zhuǎn)，并在此基礎(chǔ)上就近安置農(nóng)村勞動力，形成以開發(fā)促流轉(zhuǎn)，以流轉(zhuǎn)促就業(yè)的新局面，從而推動濃拼寸土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)育，提高土地的保障水平。

數(shù)據(jù)分析論文:電力自動化中的數(shù)據(jù)分析與特點

【摘要】隨著我國電力系統(tǒng)自動化水平的不斷提升出現(xiàn)了越來越多的需要處理的數(shù)據(jù)流，數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)也更加復(fù)雜。所以只有進(jìn)行合理的部署，數(shù)據(jù)流才可以逐步的提高其傳輸?shù)男蕘肀ＷC電力自動化系統(tǒng)的安全性以及可靠性。

【關(guān)鍵詞】電力自動化；數(shù)據(jù)采集；數(shù)據(jù)分析

隨著經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展以及社會建設(shè)的不斷完善，我國不同行業(yè)以及各地居民對于電力系統(tǒng)發(fā)展提出了更高的要求。電力系統(tǒng)的自動化技術(shù)，其作用就是可以更好的實現(xiàn)對于運行狀態(tài)的集中展示以及及時的監(jiān)控，并且可以對之進(jìn)行優(yōu)化，同時提高安全運行的性能。一些高新技術(shù)，比如計算機(jī)或網(wǎng)絡(luò)通訊技術(shù)等在電力自動化技術(shù)中的應(yīng)用，讓其數(shù)據(jù)處理工作也日趨復(fù)雜，可以快速以及準(zhǔn)確的獲取和處理數(shù)據(jù)是保證電力自動化系統(tǒng)正常運轉(zhuǎn)的保證。

1. 數(shù)據(jù)采集

一般在電力自動化系統(tǒng)中，首先要做的是數(shù)據(jù)采集。采集數(shù)據(jù)，指的是電力自動化的輸入，分為數(shù)據(jù)的采集以及處理和轉(zhuǎn)發(fā)等三個環(huán)節(jié)。與電力自動化系統(tǒng)相對應(yīng)的就是數(shù)據(jù)的傳輸是采集的關(guān)鍵。目前來看針對數(shù)據(jù)的傳輸，主要有有線以及無線兩種主要方式，有線傳輸?shù)姆绞桨斯饫w和電纜等，無線傳輸?shù)姆绞接形⒉ㄒ约盁o線擴(kuò)頻等。目前我國電力系統(tǒng)發(fā)展中主要采用的傳輸方式是有線傳輸，但是無線傳輸在一些特殊區(qū)域發(fā)揮出重要作用，因為無線傳輸具有減少鋪設(shè)線路的優(yōu)點所以在一些偏遠(yuǎn)地區(qū)的電網(wǎng)數(shù)據(jù)采集來說就具有較大優(yōu)勢。

2. 采集數(shù)據(jù)分為以下幾個類型

實時數(shù)據(jù)，指的就是在現(xiàn)場實時采集到的數(shù)據(jù)，其特點就是數(shù)據(jù)量特別大，因此對于此類數(shù)據(jù)的存儲提出了更高的要求。第二就是基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，指的是電力設(shè)備數(shù)學(xué)的一些數(shù)據(jù)，其屬于設(shè)備管理的基本范疇之內(nèi)，例如線路或者發(fā)電機(jī)等。第三就是日常的運行數(shù)據(jù)，主要有電力自動化系統(tǒng)中記錄的數(shù)據(jù)以及各種職能部門在工作中處理的數(shù)據(jù)。最后就是市場數(shù)據(jù)，因為電力行業(yè)的市場化改革正在逐步進(jìn)行，所以將市場數(shù)據(jù)納入數(shù)據(jù)分類中也是適應(yīng)發(fā)展趨勢的必然要求。

3. 在收集數(shù)據(jù)之后，對數(shù)據(jù)進(jìn)行下一步的分析和整理

3.1數(shù)據(jù)的分析大致有以下三個特點：

（1）數(shù)據(jù)的唯一性。在電力自動化系統(tǒng)中存在著大量的數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)的特點就是具備一定的獨立性，但是在子系統(tǒng)進(jìn)行交流的過程中這些數(shù)據(jù)也會包含其他子系統(tǒng)中的大量數(shù)據(jù)，所以子系統(tǒng)之間的數(shù)據(jù)會存在交叉現(xiàn)象，如果不能對這些數(shù)據(jù)進(jìn)行妥善處理的話就會出現(xiàn)數(shù)據(jù)冗余的問題。一旦出現(xiàn)了數(shù)據(jù)的冗余很可能導(dǎo)致系統(tǒng)在處理數(shù)據(jù)時能力降低湖或者更新速度較慢，嚴(yán)重的話還可能導(dǎo)致系統(tǒng)數(shù)據(jù)的可信度降低。所以說為了能有效的保證數(shù)據(jù)的唯一性，就需要對數(shù)據(jù)庫進(jìn)行統(tǒng)一的管理以及日常維護(hù)工作。通常來說對于離線數(shù)據(jù)庫可以比較容易進(jìn)行管理，實現(xiàn)其唯一性難度不高，但是針對實時數(shù)據(jù)庫就需要將數(shù)據(jù)庫的信息映射到不同工作站的內(nèi)存中，就需要在線進(jìn)行統(tǒng)一管理來確保不同子工作站的數(shù)據(jù)庫進(jìn)行更新來避免重復(fù)性。

（2）數(shù)據(jù)的共享性。目前隨著我國信息化的進(jìn)行以及網(wǎng)絡(luò)的普及，互聯(lián)網(wǎng)的影響已經(jīng)深入到了社會的不同層面以及角落，網(wǎng)絡(luò)帶寬也越來越大，網(wǎng)速也逐步提高，這就使得web數(shù)據(jù)共享方式變得更為可行。跟其他的數(shù)據(jù)共享方式比起來，基于web的數(shù)據(jù)共享技術(shù)充分利用了互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，具有高效率低成本的優(yōu)勢。

（3）保證數(shù)據(jù)的安全性。隨著我國電力系統(tǒng)自動化水平的不斷提升出現(xiàn)了越來越多的需要處理的數(shù)據(jù)流，數(shù)據(jù)的結(jié)構(gòu)也更加復(fù)雜。所以只有進(jìn)行合理的部署，數(shù)據(jù)流才可以逐步的提高其傳輸?shù)男蕘肀ＷC電力自動化系統(tǒng)的安全性以及可靠性。數(shù)據(jù)流在電力自動化系統(tǒng)中的關(guān)鍵，就是要解決系統(tǒng)的統(tǒng)一接口的問題以及實現(xiàn)子系統(tǒng)之間的互聯(lián)。其未來發(fā)展的基本方向就是實現(xiàn)電力自動化系統(tǒng)的數(shù)據(jù)流優(yōu)化策略。

3.2隨著電力系統(tǒng)中數(shù)據(jù)的存儲了急劇增加，互聯(lián)網(wǎng)中的病毒等也開始泛濫，但是礙于一些硬件設(shè)備的限制導(dǎo)致了電力系統(tǒng)中的數(shù)據(jù)備份等還是不夠完善，這就大大的增加了數(shù)據(jù)丟失的風(fēng)險。數(shù)據(jù)丟失很可能會導(dǎo)致電位運行的不穩(wěn)定甚至是癱瘓。所以說數(shù)據(jù)的安全問題成為了現(xiàn)在電力自動化發(fā)展中十分重要的問題。

電力自動化系統(tǒng)是一個會涉及到多方面內(nèi)容的系統(tǒng)，其核心就是數(shù)據(jù)的處理。正確有效的數(shù)據(jù)處理是保證電力自動化系統(tǒng)安全有效運轉(zhuǎn)的必要手段。

數(shù)據(jù)分析論文:牽引變電所電氣設(shè)備預(yù)防性試驗與數(shù)據(jù)分析

摘要:牽引變電所預(yù)防性試驗是判斷電氣設(shè)備能否繼續(xù)投入運行的重要依據(jù)。本文主要對牽引變電所電氣設(shè)備預(yù)防性試驗的數(shù)據(jù)結(jié)果進(jìn)行了綜合分析。

關(guān)鍵詞:牽引變電所;預(yù)防性試驗;綜合分析

一、前言

牽引變電所電氣設(shè)備的預(yù)防性試驗是判斷設(shè)備能否繼續(xù)投入運行及系統(tǒng)能否安全運行的重要依據(jù)。在預(yù)防性試驗中每一項試驗項目對反映不同絕緣介質(zhì)的各種缺陷特點及靈敏度各不相同。通過試驗,掌握設(shè)備的絕緣狀況,及時發(fā)現(xiàn)設(shè)備隱患,避免設(shè)備絕緣在長期運行中老化或是系統(tǒng)因過電壓的作用被擊穿而造成大面積的停電事故。為了防止設(shè)備在運行中發(fā)生事故,應(yīng)定期對牽引變電所電氣設(shè)備進(jìn)行預(yù)防性試驗。

二、電氣設(shè)備預(yù)防性試驗簡介

(一)預(yù)防性試驗分類。牽引變電所電氣設(shè)備的預(yù)防性試驗可分為絕緣試驗和特性試驗。絕緣試驗又可分為:破壞性試驗和非破壞性試驗兩類。

1.破壞性試驗(耐壓試驗)

這類試驗對設(shè)備絕緣的考驗是十分嚴(yán)格的,它能夠暴露出那些危險性較大的集中性的缺陷,并可以保證設(shè)備的絕緣有一定的水平和裕度。其缺點是有可能在測試時給設(shè)備的絕緣帶來一定的損傷。

2.非破壞性試驗

這類試驗是指在較低的電壓下或是采用其它不會損傷設(shè)備絕緣性能的辦法來測試設(shè)備絕緣的各種特性,從而判別絕緣的內(nèi)部的缺陷,例如測量絕緣電阻和泄漏電流、測量絕緣的介質(zhì)損耗角正切值tgδ(%)、絕緣油的物化特性、絕緣油氣相色譜分析等。非破壞性絕緣試驗對于檢查牽引變電所電氣設(shè)備絕緣缺陷的有效性比較表,如表1所示:

由于變壓器內(nèi)的油和固體絕緣材料在電或高溫的作用下裂解產(chǎn)生各種氣體,進(jìn)行絕緣油氣相色譜分析試驗分析這些氣體各種成分,有助于判斷運行設(shè)備的狀態(tài)。對判斷故障有價值的氣體有甲烷、乙烷、乙烯、氫、一氧化碳、二氧化碳。正常運行的老化過程產(chǎn)生的氣體主要是一氧化碳和二氧化碳。在油質(zhì)絕緣中存在局部放電時,油裂解產(chǎn)生的氣體主要是氫和甲烷。在故障溫度高于正常運行溫度不多時,產(chǎn)生的氣體主要是甲烷。隨著故障溫度的升高,乙烯和乙烷逐漸成為主要特征。在溫度高于1000℃時,油裂解產(chǎn)生的氣體中含有較多的乙炔。如果故障涉及到固體絕緣材料時,會產(chǎn)生較多的一氧化碳和二氧化碳。根據(jù)絕緣油中溶解的氣體的組分和濃度含量,可以判斷變壓器內(nèi)部可能存在的潛伏性故障。在實際中,根據(jù)烴類氣體、氫氣、一氧化碳、二氧化碳這幾種氣體特征來判斷故障性質(zhì)。如表2所示:

絕緣特性以外的試驗統(tǒng)稱為特性試驗。這類試驗主要是表現(xiàn)設(shè)備的電氣或機(jī)械的某些特性。例如變壓器線圈直流電阻試驗、變比試驗、連接組別試驗以及斷路器的接觸電阻、跳合閘試驗等。牽引變電所直流電阻的測量是判斷變壓器分接開關(guān)接觸不良、焊接不良、套管的導(dǎo)電桿和繞組連接處接觸不良的重要依據(jù)。對于斷路器導(dǎo)電回路的接觸電阻主要決定于每相動、靜觸頭間的接觸電阻,其大小直接影響通過工作電流時發(fā)熱,以及通過短路電流時的開斷性能。

三、試驗數(shù)據(jù)的分析判斷

在分析判斷試驗結(jié)果時,現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)中有規(guī)定值的設(shè)備,應(yīng)按照規(guī)定來判斷。無明確規(guī)定的設(shè)備,與同一設(shè)備相比較、與歷年試驗數(shù)據(jù)或出廠值相比較,與同型號設(shè)備相比較,最后依據(jù)變化進(jìn)行分析判斷。

由于溫度、濕度、外電場、磁場、試驗儀器、試驗電源等多種外界因素的作用,對試驗值的影響較大,造成試驗數(shù)據(jù)的誤差和波動。將歷年春檢中的試驗數(shù)值換算至同一溫度,從表3可以看出,雖然各項試驗數(shù)據(jù)在規(guī)定范圍內(nèi),但通過比較可以發(fā)現(xiàn),2007年度,該變壓器的高壓對低壓、高壓對地、低壓對地和高壓對低壓線圈間的絕緣電阻及吸收比突然下降。其直流泄漏電流增大,而變壓器高、低壓線圈的介質(zhì)損耗tgδ值無明顯變化,且符合規(guī)定。由此可初步判斷線圈絕緣存在較嚴(yán)重的集中缺陷,但僅依據(jù)常規(guī)的絕緣試驗,并不能足以說明變壓器內(nèi)部有異常,通過絕緣油氣相色譜分析數(shù)據(jù),見表5。

由以上分析甲烷、乙烯、乙炔、氫氣、總烴含量均超過注意值數(shù)倍。判斷故障類型為高溫過熱故障。委托牽引變壓器生產(chǎn)廠家開箱檢查故障原因是:c相器身下部的鐵軛下夾件的拉緊螺桿絕緣損壞,拉緊螺桿穿過鐵窗形成短路匝,在夾件和螺桿之間起弧放電造成拉緊螺桿燒損。經(jīng)維修后,通過各項試驗和絕緣油氣相色譜分析,各項數(shù)據(jù)均合格。

四、結(jié)語

牽引變電所預(yù)防性試驗是判斷電氣設(shè)備能否繼續(xù)投入運行的重要依據(jù)。因此,在進(jìn)行綜合分析判斷實驗結(jié)果時,除應(yīng)注意試驗條件和測量結(jié)果的正確性外,還應(yīng)加強(qiáng)技術(shù)管理,建立健全設(shè)備檔案資料,以便對試驗結(jié)果進(jìn)行全面的、歷史的綜合比較分析,掌握設(shè)備性能變化的規(guī)律,只有這樣才能對被測設(shè)備的缺陷性質(zhì)做出科學(xué)的結(jié)論。