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數據分析論文:關于我國電子商務企業(yè)的數據分析方法的探討

為了驗證所提煉的因子影響程度及重要程度、檢驗問卷結構效度和后續(xù)回歸分析的需要，本文首先對調查數據進行了因子分析，剔除不符合要求的題目，最終得到問卷；然后，使用spss軟件對問卷調查數據進行信度、效度、描述性統計、方差和相關分析；最后，建立回歸方程模型對假設進行檢驗。

1因子分析模型及其統計檢驗

因子分析是一種通過顯在變量測評潛在變量，通過具體指標測評抽象因子的統計分析方法。因子分析的目的即在找出量表潛在的結構，減少題目的數目，使之成為一組數量較少而彼此相關較大的變量。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，再以最大變異法進行共同因素正交旋轉處理，保留共同度大于0.6以及因素負荷量大于0.5以上的題目。因素負荷量為碩士論文因素結構中原始變量與抽取出共同因素相關，負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。共同度是每個變量在每個共同因子的負荷量的平方和，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的平方。特征值是每個變量在某一共同因子的因子負荷量的平方總和。

因子分析的數學模型及其統計檢驗描述如下：

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性，則稱為斜交因子模型。由于斜交因子模型比較復雜，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統計軟件對數據的分析來估計因子載荷矩陣a，負荷量大的指標給予保留，否則剔除。保留下來的指標所構成的體系就是本文最終研究得到的指標體系。關于因子載荷的檢驗有：模型的標準化，這主要是為了得到抽象的因子含義，即對因子各維度進行命名；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；因子的方差貢獻檢驗，用因子的累計方差貢獻率來確定公共因子提取的個數，也就是尋找一個使得累計方差貢獻率達到較大百分比的自然數，即最終提取方差貢獻大于1的因子作為公共因子。

由于本文的論題是電子商務環(huán)境下服務業(yè)企業(yè)績效評價指標體系構建，本文主要運用平衡計分卡把評價指標體系分為四個方面，18個二級指標作為18個因子，按照因子分析法來選取有效指標，各項指標在選取時，需要遵循兩個原則，一是該指標在以前的研究中出現的概率，二是指標與所要研究的問題的潛在相關性。本文在四個方面的指標的選取上，另外考慮了①全面性，要求所選的指標能反映企業(yè)的經營、客戶、企業(yè)學習與成長、財務方面的狀況；②有效性，要求選擇那些能夠對預測企業(yè)的整體狀況有指示作用的重要指標；如，若各項指標的雙尾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，應剔除。③同趨勢性，即當各項指標增大時，表示企業(yè)的整體狀況改善，反之當各項指標減少時，表示企業(yè)的整體狀況惡化；④可操作性，采用易得到的數據。

2信度、效度、描述性統計、方差和相關分析方法

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思效度進行驗證。首先，必須對題目的結構、測量的總體安排以及題目見的關系做出說明，然后運用一定的方法從數據中得出基本構思，以此來對測量構思的效度進行分析。用于評價結構效度的主要指標有累積貢獻率、共同度和因子負荷。累積貢獻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，因子負荷反映原變量與某個公因素的相關度。描述性統計分析是對各維度中的測量題目的均值、標準差、方差等描述性統計量碩士論文進行統計，了解各維度中題目設置的水平。方差分析又稱變異數分析或f檢驗，其目的是推斷兩組或多組資料的總體均數是否相同，檢驗兩個或多個樣本均數的差異是否具有統計學意義。

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

3回歸模型及其統計檢驗

現實世界中，一個事物的運動變化，總是與其他事物相關聯。其中，有的還存在因果關系，這種因果關系有的是線性的，有的是非線性的。當預測對象與其影響因素的關系是線性的，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測模型，來表述和分析其因果關系；當有兩個或多個影響因素同時作用于一個預測對象時，則用多元線性回歸法建立多元線性回歸預測模型。

本文就是以多對一的關系，因此，用多元線性回歸模型進行統計檢驗。對于多元線性回歸模型及其統計檢驗描述如下：

當預測對象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都近似地表現為線性相關時，則可建立多元線性回歸模型來進行預測和分析，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系是否顯著。回歸模型總體函數的線性關系是否顯著，其實質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，構造f統計量來進行檢驗，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的顯著性進行檢驗。回歸系數顯著性檢驗通過構造t統計量來進行，

4）殘差正態(tài)性檢驗

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

5）異方差檢驗

異方差常常表現為殘差隨某個解釋變量取值的變化而變化，因此，檢驗隨機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象。實踐中，常常使用加權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系或接近線性關系的現象。多重共線性常常會導致回歸系數方差增大，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、條件指數和方差比例。本文選用條件指數和比例方差這兩種方法來檢驗共線性。

（2）方差比例

通過對解釋變量協差陣進行矩陣分解，協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（一般認為都超過50%），則可以認為這幾個解釋變量之間存在較強的共線性。

需要注意的是，多元線性回歸模型的構建中，可能會遇到多重共線性的問題。如果變量完全相關，則不存在，最小二乘法失效。應用最小二乘法估計回歸系數的一個重要條件就是自變量之間為不完全的線性相關。如果這種相關程度較低，其影響可以忽略；擔任若高度相關時，則回歸系數無效或無意義，因而所建模型無效或無意義。這時應該選擇其他新的自變量以替代相關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。

數據分析論文:作為市場化的人口流動——第五次全國人口普查數據分析

「內容提要文章利用2000年第五次全國人口普查等有關資料，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)模人口遷移在經濟轉型過程中具有區(qū)別一般遷移理論的獨特之處。伴隨經濟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，特別是清除阻礙勞動力市場發(fā)育的各種制度性障礙，將起到引導和規(guī)范人口遷移、促進持續(xù)經濟增長的雙重作用。

「關鍵詞人口遷移/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，是制度變遷和經濟轉型共同作用的結果。中國傳統的計劃經濟體制是圍繞推行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略而形成的。在資本稀缺的經濟中，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資源配置，因而必須通過計劃分配的機制把各種資源按照產業(yè)發(fā)展的優(yōu)先序進行配置。由此，以資本和勞動力為代表的資源或生產要素，既無必要，也不允許根據市場價格信號自由流動，因此，隨著20世紀50年代這種發(fā)展戰(zhàn)略格局的確定，一系列相關制度安排把資本和勞動力的配置，按照地域、產業(yè)、所有制等分類人為地“畫地為牢”，計劃之外的生產要素流動成為不合法的現象。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年底開始的農村家庭承包制改革，使農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，政府開始對價格進行改革，誘導農民提高農業(yè)生產率。在農業(yè)剩余勞動力被釋放出來后，非農產業(yè)活動更高的報酬吸引勞動力轉移（cook，1999），從而推動農村生產要素市場的發(fā)育，原來主要集中在農業(yè)的勞動力開始向農村非農產業(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，以及政府鼓勵農村勞動力就地轉移的政策引導，20世紀80年代前期的勞動力轉移以從農業(yè)向農村非農產業(yè)轉移為主，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)越來越強勁的競爭，必須提高技術水平和產品質量，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減緩。農村勞動力面臨著越來越強烈的跨地區(qū)轉移的壓力。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。

隨著農村勞動力就地轉移渠道日益狹窄，1983年政府開始允許農民從事農產品的長途販運和自銷，第一次給予農民異地經營以合法性。1984年進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，允許農民自帶口糧進入城市務工經商。到20世紀90年代，中央政府和地方政府分別采取一系列措施，適當放寬對遷移的政策限制，也就意味著對戶籍制度進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入城市的綠燈，如子女可以隨父母任何一方進行戶籍登記，長期兩地分居的夫妻可以調動到一起并得以戶籍轉換，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一步改革提供了合法性依據。城市福利制度的改革也為農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行的城市經濟改革，如非國有經濟的發(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)模擴張不會給地方政府增添額外財政負擔。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各自目標來推進城市戶籍制度改革。

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，不僅是經濟發(fā)展的一個重要內容，也是整個經濟體制向市場機制轉變的重要進程，并且以其他領域改革的進展為前提。這個轉變或改革的結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。而在整個經濟不斷市場化的過程中，人口遷移也表現出轉軌時期的特點。這是中國轉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系。

一、轉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變的過程。發(fā)展中國家在其經濟發(fā)展過程中，伴隨著工業(yè)化和城市化發(fā)展，大量農村人口和勞動力從農村流向城市，從低生產率的農業(yè)部門流向生產率較高的工業(yè)部門。劉易斯（lewis ，1954）認為，發(fā)展中國家存在著典型的二元經濟結構，農村存在著大量剩余勞動力和隱蔽性失業(yè)，農業(yè)中勞動力的邊際生產力幾乎等于零或為負值，農村勞動力從農業(yè)部門流出不會對農業(yè)產出帶來負面影響，反而使留在農業(yè)部門勞動力的邊際產出不斷提高；隨著城市中勞動力數量不斷增加，城市工資水平開始下降，直至城市部門的工資水平與農業(yè)部門的工資水平相等，農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。城市現代部門的較高工資水平和傳統農業(yè)部門的低工資水平，是勞動力在城鄉(xiāng)之間流動的驅動力量。在托達羅（todaro，1969；harris和todaro，1970）兩部門模型分析中，農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，當城市的預期收入水平和農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到均衡。

由于城市經濟存在著現代正規(guī)部門和非正規(guī)部門之分，農村勞動力向城市遷移首先進入非正規(guī)部門，然后才有可能進入正規(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)部門勞動力轉入正規(guī)部門；城鄉(xiāng)收入差距越大，從農村流向城市非正規(guī)部門勞動力數量越多，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)產出增長率及該部門的勞動生產率增長率，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，這個效應有可能被城市工資增長所誘發(fā)的大量新增農村勞動力流入所抵消。因此，城市正規(guī)部門的就業(yè)創(chuàng)造結果帶來了城市失業(yè)率的上升。

費爾茨（fields，1974）認為，托達羅模型中沒有考慮農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)機會的相對概率較低，流入城市的農村勞動力大多數只能滯留于非正規(guī)部門。他們之所以能夠接受較低的工資水平，主要是在于他們預期能夠從得到的城市正規(guī)部門工作機會中獲得補償。在托達羅模型基礎上，費爾茨引入了搜尋工作機會的觀點，一方面強調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均衡時的失業(yè)率低于托達羅模型得出的估計。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，根據托達羅理論，城市失業(yè)率上升將起到減緩人口繼續(xù)向城市遷移。如果依據費爾茨的觀點，城市勞動力市場似乎對農村勞動力流動的影響不大。相比之下，在成熟的市場經濟中，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，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，而且還有經濟體制轉型的獨特之處。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，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，包括戶籍制度在內的各項市場化改革措施必然對人口與勞動力遷移產生顯著影響。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村勞動力遷移決策，從而形成特定的遷移流向。在經濟發(fā)展的初期，資本相對稀缺而勞動力相對豐富。因此，中國經濟的比較優(yōu)勢在勞動密集型產業(yè)。在20世紀80年代以前的經濟增長模式下，由于政府采取人為扭曲資金價格的方式，在資金密集型產業(yè)上投資過多，抑制了具有比較優(yōu)勢的勞動密集型產業(yè)的發(fā)展，導致產業(yè)結構的扭曲，資源配置效率的損失。經濟改革以來，通過一系列制度變革，資源配置逐漸轉向勞動力較為密集的產業(yè)，較好地發(fā)揮了中國勞動力資源豐富的比較優(yōu)勢。產品和生產要素市場的發(fā)育帶來了資源重新配置效率的改善，對經濟增長做出了重要的貢獻（cai 等，2002）。由于生產要素市場發(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在沿海地區(qū)。2000年，92.1%進出口貿易集中在東部地區(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、弱化了社會網絡關系和目的地的就業(yè)信息，減少了遷移者的收益預期，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流向縣外，從省內向省外的漸進過程，而且使得親友等社會網絡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）認為，遷移存量對人口在地區(qū)之間遷移扮演著社會網絡的作用。先前的遷移可以為后來者提供信息和其他方面的幫助，減少遷移風險，從而對后期的遷移產生影響。蔡f ǎng＠①（cai ，1999）研究發(fā)現，75.8%的省內遷移者、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，農村勞動力向城市流動通常受到距離所反映出的社會網絡強弱的限制，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)機會），以及sethuraman（1981）觀察到其他發(fā)展中國家的情況（大多數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象是，中國農村勞動力向城市和發(fā)達地區(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，呈現出“鐘擺式”的流動模式。正如solinger（1999）指出的那樣，城市對農村勞動力的大量需求是推進戶籍制度改革的必要條件。在非國有經濟、特別是外商投資較快的地區(qū)，市場力量日益顯現，遷移受到鼓勵。

二、空間分布特征變化

1990年以來，中國地區(qū)收入差距進一步擴大，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)經濟增長越來越起著主導性的作用。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)的經濟增長，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)內部遷移（其中主要是省內遷移）比例始終高于地區(qū)間的遷移比例。但地區(qū)內部和地區(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）從統計口徑上看，1987年遷移數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，我們仍可以比較不同年份之間遷移流向的變化。

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

根據2000年第五次人口普查的10%資料顯示，全部遷移人口數量為1246萬，占總人口的10.6%，其中省內遷移為7.7%、跨省遷移為2.9%.在總遷移人口中，省內遷移的比重始終很高，為73.4%.當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、城市到農村的遷移、農村到農村的遷移和農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%，而且農村到城市遷移的比重（40.7%）大于城市到城市的遷移（37.2%）。農村到農村的遷移比重較低，僅占全部遷移的18.2%.而城市到農村的遷移比例最低，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)都呈現上升趨勢，而農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，假定遷移數量不僅與遷入地和遷出地的人口和遷移距離有關，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）認為，人口變量反映的是其他影響遷移而沒有在模型出現的社會經濟變量的作用，它沒有行為學上的意義。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，將帶來嚴重的多重共線問題，大大降低回歸參數估計的效率。因此，通常做法是在實證模型中不引入人口變量。

在回歸方程的函數形式選擇上，費爾茨（fields，1979）認為，遷移決策本質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的解釋能力。此外，雙對數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生性問題。我們也采用了所有解釋變量數據均為1995年數據的辦法來解決遷移模型的內生性問題。

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

表3用于回歸分析變量的統計值

注：*根據微觀數據計算。

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，除以1995年11月1日以前住在省的人口數。根據長表計算得到的遷移率，包括了所有年齡段跨省農村到城市、城市到城市、農村到農村、城市到農村的四種類型遷移人口；用微觀數據計算15～64歲農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。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)達的情況下尤其如此。

直接用城市工工資收入和農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）建議采用消費指標來克服收入指標作為工資率變量上的不足。我們利用各省城鄉(xiāng)人口作為權重，對城鄉(xiāng)居民人均消費支出進行加權平均，作為各省的工資率變量，預期工資率對遷移流向存在兩種不同的效應。其中，遷入地為正向效應，而遷出地為負向效應。

1995年全國1%抽樣調查和第五次人口普查都對城鄉(xiāng)勞動力的就業(yè)狀況進行了統計。1995年調查問卷中有三項指標用來測度勞動力在調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)停產等待安置的勞動力。2000年人口普查只包括前兩項。據此可以計算得到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)和農村的經濟活動人口資料，據此計算的城市、鎮(zhèn)和農村的失業(yè)率分別為9.4%、6.2%、1.2%.利用2000年微觀數據計算的城市本地勞動力、城市向城市遷移勞動力、農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，微觀數據的遷移存量只包括15～64歲的人口。我們預期遷移存量對人口遷移有正向效應。

在分析地區(qū)人均收入差異和經濟增長中，貿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，扭曲的貿易和發(fā)展戰(zhàn)略也同樣起到擴大出口，提高gdp中的貿易份額比重。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)避風險，國外企業(yè)在其投資過程中要對各地的產品和要素市場發(fā)育情況、體制與政策的透明度等因素進行綜合考慮，并最終做出投資選擇。外資企業(yè)進入之后，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果，方程4、5是利用第五次全國人口普查微觀數據得到的回歸結果。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量為756個。在微觀數據中，由于有些省份的遷移率或農村向城市遷移勞動力數量為零，取對數后，這些數據變成缺省值，所以用于回歸的樣本數量為506個。

從表4回歸結果看，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；用微觀數據得到的回歸方程，解釋了大約30%的跨省農村勞動力向城市遷移的行為。表4的非對稱雙對數遷移模型估計結果也表明，遷入地社會經濟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中大多數解釋變量的回歸系數t 值，如遷移距離、人均消費水平、失業(yè)率、遷移存量等，都達到了1%或5%的顯著性水平，并且作用方向上與前面的理論預期結果也基本一致。

表4中回歸方程1和2的區(qū)別是采用了不同的失業(yè)率數據，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)率數據雖然有助于克服內生性問題，但方程1中遷出地失業(yè)率回歸系數的絕對值大于遷入地失業(yè)率回歸系數的絕對值，這個結果可能與現實情況并不吻合。

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)保護政策，這勢必對以就業(yè)為目的的勞動力流動產生較大影響。遷移者是理性的，如果目的地的就業(yè)機會較小，遷移者將選擇不流動，以減少遷移風險和成本。這樣，遷入地的就業(yè)機會就顯得更為重要。

表4遷移決定因素回歸結果

注：（1）采用異方差檢驗方法（breusch-pagan/cook-weisberg ）發(fā)現，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的括號內為robust t值，方程2～4括號內為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，分析不同因素對遷移的影響，并進行比較。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%，絕大多數遷移人口選擇了省內流動。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)機會大小。在回歸方程2中，遷入地人均消費水平回歸系數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。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行選擇的，失業(yè)率越高的地區(qū)，遷入數量就會下降。

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也證實了這一點。社會網絡等非正規(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)模擴大，加快勞動力市場信息體系建設就顯得非常重要。

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及其顯著性變化不大，而人均消費水平的回歸系數及其顯著性發(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小于回歸方程2中的回歸系數估計值，遷出地人均消費水平的回歸系數顯著性有所下降，主要是人均消費水平與外商直接投資之間存在較高相關關系導致的結果（注：人均消費水平與外商直接投資的相關系數為0.56.）。跨省人口遷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的相關關系（注：外商直接投資與遷移存量之間的相關系數為0.76.），引入外商直接投資變量之后，遷移存量的回歸系數數值下降約50%.為了觀察城市勞動力市場對農村勞動力遷移決策的影響，我們利用微觀數據做進一步分析。回歸方程4引入了農村遷移勞動力的失業(yè)率，回歸結果進一步支持上述發(fā)現，即遷入地的就業(yè)機會對遷移者來說更為重要。回歸方程5引入了城市勞動力失業(yè)率。結果表明，城市失業(yè)率對于農村勞動力跨省遷移率有顯著性影響，其回歸系數在絕對值上不僅大于回歸方程4中失業(yè)率的回歸系數，而且大于回歸方程2中的回歸系數，這說明城市勞動力市場就業(yè)形勢確實對農村勞動力的遷移決策有重要作用。改善城市就業(yè)環(huán)境將有利于促進農村勞動力流向城市，起到加速城市化的作用。

五、結論

20世紀80年代以來在中國出現的大規(guī)模人口遷移現象，不僅具有發(fā)展中國家從落后的農業(yè)經濟向工業(yè)經濟轉變的一般特征，還具有從計劃經濟向市場經濟轉變的特殊性。將二者結合在一起，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。

經濟發(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。既然中國經濟的進一步增長仍然有賴于從生產要素市場發(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到幾乎相等的話，勞動力部門間轉移可以對年經濟增長率貢獻2～3個百分點。），加快中西部地區(qū)市場制度的建設，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（如擴大外商直接投資和對外貿易等）所帶來的經濟發(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)機會的同時，推進城鄉(xiāng)戶籍制度改革。

數據分析論文:淺議現金流量表的財務數據分析

在市場經濟條件下，企業(yè)現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，但若現金周轉不暢、調度不靈，也將嚴重影響企業(yè)正常的生產經營，償債能力的弱化直接影響企業(yè)的信譽，最終影響企業(yè)的生存。因此，現金流量信息在企業(yè)經營和管理中的地位越來越重要，正日益受到企業(yè)內外各方人士的關注。 一、現金凈增加額的作用分析

對現金流量表的分析，首先應該觀察現金的凈增加額。一個企業(yè)在生產經營正常，投資和籌資規(guī)模不變的情況下，現金凈增加額越大，企業(yè)活力越強。換言之，如果企業(yè)的現金凈增加額主要來自生產經營活動產生的現金流量凈額。可以反映出企業(yè)收現能力強，壞賬風險小，其營銷能力一般較強；如果企業(yè)的現金凈額主要是投資活動產生的，甚至是由處置固定資產、無形資產和其它長期資產而增加的，這可能反映出企業(yè)生產經營能力削弱，從而處置非流動資產以緩解資金矛盾，但也可能是企業(yè)為了走出困境而調整資產結構；如果企業(yè)現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風險。

現金流量凈增加額也可能是負值，即現金流量凈額減少，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)經營活動產生的現金流量凈額是正數，且數額較大，而企業(yè)整體上現金流量凈減少主要是固定資產、無形資產或其它長期資產引起的，或主要是對外投資所引起的，這一般是由于企業(yè)進行設備更新或擴大生產能力或投資開拓市場，這種現金流量凈減少并不意味著企業(yè)經營能力不佳，而是意味著企業(yè)未來可能有更大的現金流入。如果企業(yè)現金流量凈減少主要是由于償還債務及利息引起的，這就意味著企業(yè)未來用于滿足償付需要的現金可能將減少，企業(yè)財務風險變小，只要企業(yè)營銷狀況正常，企業(yè)不一定就會走向衰退。當然，短時期內使用過多的現金用于償債，可能引起企業(yè)資金周轉困難。

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

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

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

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

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

（五）支付現金股利的比率。計算公式為：經營活動的凈現金流量/現金股利。比率越大，說明企業(yè)支付現金股利能力越強。當然，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。如果管理當局無意于發(fā)放股利，而是青睞于用現金流量進行投資，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，上述這項比率指標的效用就不是很大，因此本比率指標對財務分析只起參考作用。

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

（七）現金流入對現金流出比率。計算公式為：經營活動的現金流入累計數/經營活動引起的現金流出累計數。這個比率表明企業(yè)經營活動所得現金滿足其所需現金流出的程度。一般而言，該比率的值應大于1，這樣企業(yè)才能在不增加負債的情況下維持簡單再生產，它體現了企業(yè)經營活動產生正現金流量的能力，在某種程度上也體現了企業(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）凈現金流量偏離標準比率。計算公式為：經營活動的凈現金流量/（凈收益 折舊或攤銷額）。這個比率表明經營活動的凈現金流量偏離正常情況下應達到的水平程度，其標準值應為1.該比率說明企業(yè)在存貨、應收賬款、負債等管理上的成效。其值大于1時，說明企業(yè)在應收賬款、管理存貨等方面措施得當，產生正現金流量；其值小于1時，說明企業(yè)在應收賬款、管理等方面措施不力，產生了負現金流量。

三、結合資產負債表、損益表對現金流量表進行全面、綜合地分析和運用

現金流量表反映的只是企業(yè)一定期間現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)的資產負債狀況。但由于現金流量表是連接資產負債表和損益表的紐帶，利用現金流量表內的信息與資產負債表和損益表相結合，能夠挖掘出更多、更重要的關于企業(yè)財務和經營狀況的信息，從而對企業(yè)的生產經營活動做出更全面、客觀和正確的評價。

（一）現金流量表與資產負債表比較分析

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)當期取得的現金收入在滿足生產經營所需現金支出后，是否有足夠的現金用于償還到期債務。在擁有資產負債表和損益表的基礎上，可以用以下兩個比率來分析：

短期償債能力=經營現金流量/流動負債

長期償債能力=經營現金流量/總負債

以上兩個比率值越大，表明企業(yè)償還債務的能力越強。但是并非比率值越大越好，因為現金的收益性較差，若現金流量表中“現金增加額”項目數額過大，則可能是企業(yè)現在的生產能力不能充分吸收現有資產，使資產過多地停留在盈利能力較低的現金上，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

由于利潤指標存在的缺陷，因此可運用現金凈流量與資產負債表相關指標進行對比分析，作為每股收益、凈資產收益率等盈利指標的補充。

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

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

（二）現金流量表與損益表比較分析

將現金流量表的有關指標與損益表的相關指標進行對比，以評價企業(yè)利潤的質量。

1．經營活動現金凈流量與凈利潤比較。經營活動產生的現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能力較強，利潤質量較好；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收賬款，利潤質量較差。

2．銷售商品、提供勞務收到的現金與主營業(yè)務收入比較。收現數所占比重大，說明銷售收入實現后所增加的資產轉換現金速度快、質量高。

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

綜上分析，現金流量表與資產負債表及損益表構成了企業(yè)完整的會計報表信息體系，在運用現金流量表對企業(yè)進行財務分析時，要注意與資產負債表和損益表相結合，才能對所分析企業(yè)的財務狀況得出較全面和較合理的結論。

數據分析論文:電子商務網站營銷數據分析技術初探

論文關鍵詞:日志數據　信息技術　數據倉庫　聯機分析處理

論文摘要:電子商務(ec)在現代商務企業(yè)的發(fā)展中占有越來越重要的地位。如何利用信息技術掌握更多的商務信息已備受商家們的關注,站點分析技術正是為商家和網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技術信息和幾種網站分析瀏覽者行為的理論與算法,及數據倉庫的相關理論知識。并對站點日志數據進行了實例分析,并指出了站點分析技術發(fā)展的方向。

一、緒論

互聯網技術不斷革新與發(fā)展,給全球經濟帶來新的革命,從而也影響著人們的生活。互聯網為企業(yè)提供了一種真正屬于自己并面對廣大網民的信息載體,企業(yè)通過這一載體,可以自由地將企業(yè)的產品、服務等其他相關信息在線。

電子商務就是網上實行各種商務活動的總包裝,種種所謂電子商務解決方案,實際上就是實現各種網上商務活動的硬件與軟件系統。它將影響到每一個人、每一個企業(yè)。電子商務的主體是我們每一個人、每一個企業(yè),電子商務發(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字,它還是一種信息,如果網站能夠從網絡中獲得網民的信息并從中分析其行為誘因,那么就容易掌握網民的需求,從而利用互聯網去創(chuàng)造更多商機。

電子商務站點用戶行為的分析這一問題也因此成為現如今的熱門話題,被人們普遍關心起來,尤其是被眾商家所重視。web站點的日志數據正以每天數十兆的速度增長。如何分析這些數據,如何從這些大量數據中發(fā)現有用的、重要的知識(包括模式、規(guī)則、可視化結構等)也成為現在人們最關注的信息。

在此情況下,站點用戶行為分析就可為網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,還可根據不同的頁面內容來分類瀏覽者,以便做出更合理的頁面分類,促使網站逐步向個性化、最優(yōu)化狀態(tài)發(fā)展。這一技術對互聯網的發(fā)展壯大有著不可忽視的巨大作用,它的發(fā)展對信息技術亦將產生深遠的影響。

在電子商務早期階段時,web站點數據流分析通常是在主頁上安裝計數器以及在一個外部日志文件上運行簡單的統計程序記錄點擊率。但是,簡單的點擊計數既不準確也遠未達到營銷目的所需的詳細程度。因此,各公司開始尋找更先進的分析工具,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服務器的訪問日志。每當用戶在站點上請求一個網頁時,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數據流分析工具的這些最新進展可以使網站獲得有關上網客戶和他們習慣的詳細報告。

二、站點信息統計方法

web頁面數據主要是半結構化數據,計算機網絡技術和信息技術的飛速發(fā)展,使得半結構化數據呈現日益繁榮的趨勢。半結構化數據,是一種介于模式固定的結構化數據,和完全沒有模式的無序數據之間,在查詢前無法預先確定其具體的類型和格式;同時它們相應的數據結構是不固定、不完全或不規(guī)則的,即這些數據有的本身就沒有結構,有的只有十分松散的結構,有的數據的結構是隱含的,需要從數據中進行抽取。而有時,盡管數據本身是有精確結構的,但為了一定的目的,而故意忽視它的結構。半結構化數據具有以下五方面的

主要特點:

1.結構是不規(guī)則的。包含異構數據、相同的數據信息用不同類型或不同的結構表示。

2.結構是隱含的。如電子文檔sgml格式。

3.結構是部分的,有時部分數據根本無結構,而部分數據只有粗略的結構。

4.指示性結構與約束性結構。傳統的數據庫使用嚴格的分類策略來保護數據。而指示性數據結構是對結構的一種非精確的描述。它可接受所有新數據,代價是要頻繁修改結構。

5.半結構化數據通常在數據存在之后才能通過當前數據歸納出其結構,稱之為事后模式引導。模式有時可被忽略,同時數據與數據模式間的區(qū)別逐漸消除。

三、數據分析的方法

web頁面的數據通常是利用統計模型和數學模型來分析的。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。這些統計分析工具能提供可視化功能和分析功能來尋找數據間關系、構造模型來分析、解釋數據。并通過交互式過程和迭代過程用來求精模型,最終開發(fā)出最具適應性的模型來將數據轉化為有價值的信息。

知識發(fā)現是從數據倉庫的大量數據中篩取信息,尋找經常出現的模式,檢查趨勢并發(fā)掘實施。它是分析web頁面數據的重要方法。知識發(fā)現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據倉庫的條目和對象,從中尋找重復出現概率很高的模式。它展示了數據間未知的依賴關系。利用依賴性分析算法可以從某一數據對象的信息來推斷另一數據對象的信息。例如:在雜貨店中,一堆椒鹽餅干放在陳列飲料的走道上,這是因為經過依賴性分析,商店認為: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據類,用聚類算法發(fā)現一些不知道的數據類或懷疑的數據類。聚類的過程是以某一特定時間為依據,找出一個共享一些公共類別的群體,它稱為無監(jiān)督學習。分類過程,這是發(fā)現一些規(guī)定某些商品或時間是否屬于某一特定數據子集的規(guī)則。這些數據類很少在關系數據庫中進行定義,因而規(guī)范的數據模型中沒有它們的位置。最典型的例子是信用卡核準過程,可確定能否按商品價格和其它標準把某一購買者歸入可接受的那一類中。分類又稱為有監(jiān)督學習。

3.神經網絡

神經網絡通過學習待分析數據中的模式來構造模型。它對隱式類型進行分類。圖像分析是神經網絡最成功的應用之一。神經網絡用于模型化非線性的、復雜的或噪聲高的數據。一般神經模型由三個層次組成:數據倉庫數據輸入、中間層(各種神經元)和輸出。它通常用恰當的數據庫示例來訓練和學習、校正預測的模型,提高預測結果的準確性。

4.數據挖掘中的關聯規(guī)則

關聯規(guī)則是數據挖掘的一個重要內容,通常關聯規(guī)則反映的是數據間的定性關聯關系。如一個商品交易數據庫,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。一條關聯規(guī)則的例子是:{a、b}ww2wusuu6www[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。數據挖掘就是要發(fā)現所有滿足用戶定義的最小信任度和支持度閥值限制的關聯規(guī)則。數據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,這種布爾類型數據間的關聯規(guī)則被稱為定性關聯規(guī)則。但數據記錄的屬性往往是數值型或字符型的,這些數據間也存在對決策有幫助的關聯規(guī)則,相對于定性關聯規(guī)則,這些規(guī)則被稱為定量關聯規(guī)則。

另外,數據挖掘目前仍面臨著數據質量的問題。由于數據倉庫中的數據來自多個數據源,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鍵字;數據值相互抵觸;元數據的說明不完備或丟失;數據值的不潔凈等等。數據挖掘是在標準化的數據基礎上進行的,因而這些都會嚴重破壞數據的準確性,導致最終決策的失誤。所有這些問題都在等待著人們去發(fā)掘更好的解決方法。

數據分析論文:色譜數據分析在變壓器故障處理中的應用

【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，色譜數據必須加強監(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和嚴重程度的一種手段。通過色譜數據分析可以提早發(fā)現和解決變壓器存在的故障，保證變壓器的安全穩(wěn)定運行。

【關鍵詞】變壓器 色譜分析 氣體組分 故障

一、色譜數據分析原則

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生的，不同的故障會導致油不同的溫度，而分解的氣體也有所差別。

由于故障原因當局部油溫上升到一定程度時，可分解為分子氣態(tài)物質，如甲烷、乙烷產生在100-150℃以上，乙烯產生在300-600℃以上，而乙炔產生在800-1200℃以上，氫（h2） 多屬于故障產生其它氣體的“附屬品”，有故障便產生氫。 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。 由于種種原因設備內部異常過熱，當溫度達到300-600℃以上時產生乙烯，且隨溫度的升高而產生乙烯量也增高，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氫氧化合物，在受熱時分解產生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據分析，分析產生氣體的不同組分，進而判斷變壓器故障的類型，以有助于制定相應的處理和解決方案，維護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)測的數據在2011年2月色譜出現增長趨勢，甲烷、乙烯、總烴等含量增長趨勢明顯，增長數值較小，且均在國標注意值范圍以內。為確保在線數據的正確性，增加了離線取樣的監(jiān)測，在2月11日和12日兩次取樣，試驗室分析確認色譜數據確有增長，從兩天的趨勢來看，增長速度并不快。經過討論，將離線色譜分析周期從3個月縮短至半個月，密切監(jiān)測色譜數據。根據此數據，繪制趨勢圖1如下：

圖1 2號主變a相油色譜數據趨勢

（一）故障原因分析

從系統運行來看，2月6日秦山三廠2#機組主變至500kv聯合開關站之間的架空線受山火影響，導致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，之后的取樣數據又基本保持了一個相對穩(wěn)定的狀態(tài)，分析故障應該不在主回路，短路時的電動力應是造成某些結構件的松動，導致其接觸電阻變大，變壓器內部電磁感應而產生的環(huán)流在高電阻回路中發(fā)生過熱。

（二）內部檢查處理

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

2號主變a相排油結束后，工作人員進入變壓器內部進行了詳細的檢查與試驗，導電主回路未發(fā)現異常，繞組外部的絕緣紙板也沒有發(fā)現變形。發(fā)現的主要缺陷有兩個：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

經過處理后的2號主變a相大修結束后投入運行，經過一段時間的監(jiān)測，在線色譜數據和離線取樣色譜數據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日早班化學人員在巡檢主變在線色譜時發(fā)現 1號主變b相的氣體含量突然出現上漲趨勢，在109大修沖擊送電前總烴約5ppm，4月12日沖擊送電，5月20日已經超過了國標的注意值150ppm達到163ppm，5月28日總烴達到360ppm，在7月2日總烴曾達到最高值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1950a，4月13日在線色譜顯示出現乙炔，總烴由沖擊前6ppm升至8ppm，4月30日機組并網開始升功率，5月4日晚機組達滿功率，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304ppm。從色譜數據分析的結

判斷可能的故障在鐵芯框架，沖擊引起松動，從而導致接觸電阻過大，漏磁產生的環(huán)流使內部局部溫度過高。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，引起鐵芯結構件松動，進而使鐵芯結構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，保變專家分析認為故障點很可能存在于鐵芯拉板與夾件間的導電銅螺栓。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，表明內部過熱點已經轉變。

（二）后續(xù)行動

總烴值還應加強監(jiān)測，看是否還有變化，另應做好下次大修進行檢查處理的準備工作，消除缺陷。目前已做好內檢的方案和相關備件的準備工作。

四、結語

在油冷變壓器運行過程中，在線色譜監(jiān)測及色譜數據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部過熱或放電性情況，這對于盡早發(fā)現設備內部過熱或放電性等潛伏性故障以及預防變壓器內部過熱或放電性故障有著重要的作用和實際意義。

數據分析論文:通信網管數據分析與應用

摘 要：隨著我國移動通信的迅猛發(fā)展，設備品種逐步增多，容量迅速增大，網管信息化的應用，積累了海量數據，本文結合自己在實際網管數據分析與應用中的經驗，針對數據采集與整理、數據存儲與查詢、數據挖據三個過程積累的經驗與大家分享。

關鍵詞：網管數據；數據挖掘；物化視圖

1 引言

隨著我國移動通信的迅猛發(fā)展，設備品種逐步增多，容量迅速增大，網管信息化的應用，移動通信行業(yè)信息化進程得到巨大發(fā)展和廣泛應用，運營網絡系統、綜合業(yè)務系統大量的歷史數據。但在很多情況下，這些海量數據在原有的作業(yè)系統中是無法提煉并升華為有用的信息并提供給業(yè)務分析人員與管理決策者的。因此如何應用這量信息，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，結合自己在實際網管數據分析與應用中的經驗，主要在數據采集與整理、數據存儲與查詢、數據挖掘三方面與大家探討一下。

2 數據采集與整理

2.1 文本格式ftp傳輸

網管系統在每天定時將前一天的數據文件上傳到指定的ftp服務器。數據文件為后綴txt的文本文件，指標之間的間隔符為“|”，指標按照第三節(jié)模板中定義的順序排列，一條記錄為一行。因為網管數據往往較大，為了提高傳輸速率及節(jié)省空間，建議將數據進行壓縮處理。

2.2 數據按接口規(guī)范導入數據庫

應用程序定時將網管數據解壓縮，通過xml配置文件制定數據導入的規(guī)范，如下：

配置文件中規(guī)定了讀取字段位置及存入數據庫的字段名稱，同時check中制定了數據的驗證規(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據則直接丟棄。

2.3 數據處理采用存儲過程

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

⑴提高數據庫執(zhí)行效率。使用sql接口更新數據庫，如果更新復雜而頻繁，則需要頻繁得連接數據庫。

⑵提高安全性。存儲過程作為對象存儲在數據庫中，可以對其分配權限。

⑶可復用性。

3 數據存儲與查詢

網管數據往往是海量的，每一統計數據的一天數據都能輕易達到千萬級，因此在存儲過程中要重復利用數據的技術性能。在我們的實踐過程中主要應用了oracle數據庫。下面簡單介紹我們主要采用的技術手段。

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)對于數據倉庫應用程序非常有效，因為他們常常存儲和分析巨量的歷史數據。

⑴增強可用性：如果表的某個分區(qū)出現故障，表在其他分區(qū)的數據仍然可用；

⑵維護方便：如果表的某個分區(qū)出現故障，需要修復數據，只修復該分區(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心的分區(qū)，提高檢索速度。

如我們可以按時間字段對導入數據進行分區(qū)，網管數據較大，一般一個月就需要一個分區(qū)。

3.2 索引技術

在關系數據庫中，索引是一種與表有關的數據庫結構，它可以使對應于表的sql語句執(zhí)行得更快。但對于現在的各種大型數據庫來說，索引可以大大提高數據庫的性能。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果的數據庫對像，它是遠程數據的的本地副本，或者用來生成基于數據表求和的匯總表。物化視圖存儲基于遠程表的數據，也可以稱為快照。使用物化視圖可以實現視圖的所有功能，而物化視圖確不是在使用時才讀取，大大提高了讀取速度，特別適用抽取大數據量表某些信息以及數據鏈連接表使用。

4 數據挖掘

4.1 利用最小二乘法實現數據的

元線性回歸

最小二乘法可以用來處理一組數據，可以從一組測定的數據中尋求變量之間的依賴關系，這種函數關系稱為經驗公式。能夠尋求x與y之間近似成線性關系時的經驗公式。假定實驗測得變量之間的n個數據（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y=ax+b，其中a和b是待定常數。如果pi（i=1，2，…n）在一直線上，可以認為變量之間的關系為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產生的偏差。當然要求偏差越小越好， 但由于ei可正可負，因此不能認為總偏差 時，函數 就很好地反映了變量之間的關系，因為此時每個偏差的絕對值可能很大。為了改進這一缺陷，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。于是問題歸結為確定y=ax+b中的常數a和b，使 為最小。用這種方法確定系數a，b的方法稱為最小二乘法。

4.2 數據自動修正算法描述

首先選擇時間上最接近當前的14天的數據，加權平均為x，然后按照1.2x>x>0.8x的約束，進行篩選，這樣新建站、數據異常等影響就會被消除。預測使用修正后的數據進行計算。

4.3 本地網預測修正

在本地網總趨勢的基礎上，利用歷史同期的趨勢按照就高不就低的原則進行修正。

4.4 單小區(qū)預測修正

在小區(qū)預測的基礎上，利用本地網總趨勢進行修正。修正過程為小區(qū)預測話務量與本地網預測話務量已載頻數做加權平均。

5 技術架構

5.1 多層分布式架構方案

系統采用三層結構，將不同模塊分別運行在不同的服務器上共同來精算系統的功能。每一種模塊還可以再拆分在不同的服務器上運行實現負載分擔，因此系統可以根據需要和用戶的使用模式進行定制。這種結構具有比較大的靈活性。系統功能發(fā)生改變的時候，可以分模塊單獨部署，減少后期維護開發(fā)的工作量。

5.2 j2ee主流開發(fā)技術

表示層為整個系統提供外部展現，根據用戶的使用習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。系統符合最新的web 2.0規(guī)范，提高系統的相應速度。通過簡單的應用編譯和部署來最大限度降低管理要求。

數據分析論文:1996-2004中國面板數據分析

內容摘要：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數據分析了社會保障水平與經濟增長的地區(qū)差異。研究發(fā)現：養(yǎng)老金支付水平對經濟增長的貢獻存在顯著地區(qū)差異，東西部地區(qū)養(yǎng)老金支付與經濟增長的關系不顯著；而中部地區(qū)，養(yǎng)老金支付水平及其對經濟增長的貢獻，則都呈“塌陷”態(tài)勢。因此，根據地區(qū)特點完善社會保障政策相當重要。

關鍵詞：養(yǎng)老金／工資替代率／區(qū)域經濟增長

一、引言

長期以來，有關社會保障水平與經濟增長關系的研究很清晰地分為兩派：奉行“瓦格納法則”的公共經濟學派和遵從“凱恩斯主義”的宏觀經濟學派。前者認為社會保障支出如其他財政支出一樣是一種行為變量，會隨產出增加而增加；后者則認為社會保障支出是外生的公共政策工具，轉移支付完全可以成為抑制短期經濟波動的穩(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，并不以促進經濟增長或改善經濟運行為目標，其主旨在于保護弱勢群體，構建社會安全網。但只要可能，都會考慮最小化對經濟的負面影響，換句話說，在不犧牲社會保護目標的前提下促進經濟增長。因為只有運行良好的經濟才能提供足夠的老年保障。

當中國經濟經歷20世紀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)老金的轉移支付性質進一步加強。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)給予補助，地方財政對基本養(yǎng)老基金收支缺口給予補助。1998-2004年，中央財政列支的社會保障補助支出從14.15億元增長到 195.66億元，地方財政列支的社會保障補助支出從 135.86億元增長到1328.84億元。經濟發(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。

社會保障與經濟增長到底存在什么樣的邏輯關系?對我國東中西部地區(qū)經濟發(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。本文結構安排如下：第二節(jié)概述相關理論和文獻；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、工資替代率及經濟增長指標的地區(qū)差異；第四節(jié)構建模型、分地區(qū)檢驗模型及系數顯著性；最后在第五節(jié)得出結論并提出相應政策主張。

二、現有理論和文獻

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據的可獲得性，多數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整了人們的消費、儲蓄和人力資本投資行為，因此關于社會保障產出效應的研究眾多，其實證研究始于20世紀60年代，討論集中在社會保障與經濟增長是否存在因果關系和不同經濟發(fā)展水平下的社會保障產出效應是否存在程度差異。

關于社會保障與經濟增長因果關系，研究的主線之一是社會保障——消費與儲蓄——經濟增長。自harrod(1948)談論“峰值儲蓄”之后，經濟學家開始意識到在工作期間為退休時期的消費進行儲蓄的重要性。社會保障的潛在效應雖然被ando和 modigliani(1963)生命周期假說所忽略，但他們已經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系，認為：現收現付制社會保障具有“資產替代效應”和“退休效應”，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濟增長的關系，更何況feldstei。(1974)的研究遭到了質疑和挑戰(zhàn) (leimer和lesnoy，1982)。smith(1975)認為實際人均gdp的增長與除去轉移支付的公共支出存在負相關，如果考慮包括轉移支付在內的公共支出的話，相關關系微弱且不顯著，但至少說明一個國家征稅并進行轉移支付對經濟增長無害。singh和 sahni(1984)嘗試采用granger因果關系檢驗研究了 1950~1981年印度的社會保障支出和經濟增長關系，發(fā)現：社會保障支出和經濟增長存在溢出和反饋兩重效應，“瓦格納法則”和“凱恩斯主義”均不適用。自ban。(1990)構建內生增長模型研究政府消費性支出與經濟增長率關系后，不少經濟學家又從社會保障收入關聯繳費受益機制尋覓到另一條研究路徑，那就是，社會保障——代際轉移支付與人力資本投資——經濟增長。becker(1990)認為，社會保障是一種社會契約，年青一代向老一代轉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濟增長的源泉。bellettini和 berti ceroni(1999)認為，在財政政策是代際博弈所內生決定的情況下，與工資指數掛鉤的養(yǎng)老金收益會激發(fā)人們對公共基礎設施投資的熱情，因為這種投資會增加私人物質資本的投資回報，進而增加養(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險，對人力資本投資具有正的動態(tài)效應，從而促進經濟增長。lambrecht(2005)在蘊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)模與經濟增長的關系，認為當家庭面臨預算約束無法實現最優(yōu)教育投資時，非基金制社會養(yǎng)老保險能夠促進經濟增長。

關于不同經濟發(fā)展水平下社會保障產出效應的異同，學者們莫衷一是。galenson(1968)研究了20個發(fā)達國家、10個次發(fā)達國家和10個不發(fā)達國家 1955~1964年的數據。就20個發(fā)達國家看，勞動和資本對經濟增長的貢獻率都非常顯著，它們可以解釋一半以上的經濟增長，且勞動的貢獻率大于資本的貢獻率，但很難判斷社會保障支出和經濟增長的因果關系；就10個次發(fā)達國家看，資本變量對經濟增長更具解釋力，社會保障支出對經濟增長的促進關系相對明顯，因為這些國家的經濟體系都在趨于成熟，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)達國家看，資本、勞動和社會保障與經濟增長的關系都不明顯。其結論就是：當經濟處于發(fā)展的較高階段時，國家完全有能力提供社會保障，但并不會對經濟增長形成貢獻；當經濟處于發(fā)展的初級階段時，社會保障難以被提供，它們對經濟增長的貢獻也很小；當經濟處于發(fā)展的中級階段，對那些已經實現自我持續(xù)發(fā)展的國家來說，社會保障對提高生產力具有巨大潛力。實際上國別研究的結論極為不一致。比如同是研究oecd國家，都是把實際gdp或實際人均gdp作為因變量，一些研究就認為社會保障支出與經濟增長的相關性并不十分顯著(smith，1975；landau，1985；hansson和herrenkeson，1994)，一些研究則認為社會保障支出與經濟增長顯著相關(sala-i-martin，1996；bellet- tini和ceroni，2000)。到底是正相關還是負相關仍無定論。sala-i-martin(1996)在研究不同經濟發(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移支付占gdp比例對經濟增長的貢獻，認為：社會保障對經濟增長的貢獻為正。bellettini和ceroni(2000)分析了61個國家1970年到1985年的截面和面板數據，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、投資(包括私人和公共)占實際比例、按當前國際價格計算進出口占比例等多個變量，認為只要社會保障支出和經濟增長存在顯著統計相關，那一定是正相關，但相關程度不一。在貧困國家，社會保障支出較低，相關系數更強。可見，無論是從理論還是經驗角度看，社會保障與經濟增長的關系都沒有定論。不同經濟發(fā)展水平下的社會保障產出效應差異是一個值得進一步研究的問題。 gupta等(2005)在研究低收入國家財政政策和公共支出結構時引入轉移支付變量，認為增加政府機構工作人員工資和公共轉移支付，至少在短期內能夠促進經濟增長。

國內的經驗研究多集中在如何以一定的經濟增長保證社會保障改革，甚至于認為要求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)老金缺口預計將達到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出效應研究不足。不過，有關公共支出對區(qū)域經濟增長貢獻的研究逐步增多，總體結論都是政府的轉移支付和購買性支出對經濟增長有積極影響(郭杰，2003)，20世紀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)域經濟增長的貢獻率存在差異(陳浩等，2004；王遠林等，2004；胡永遠等，2004)。同時，少數學者也開始關心社會保障的地區(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，發(fā)現：上海、北京、浙江、江蘇、廣東等經濟發(fā)達的地區(qū)，其財政的社會保障支出比重名次與其經濟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，其經濟發(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)，雖然經濟比較落后，但財政的社會保障支出比重卻躍到了經濟發(fā)達地區(qū)的數值區(qū)間。數據表明：社會保障的地區(qū)差異與其經濟發(fā)展程度有關，但并不完全取決于經濟發(fā)展一個因素，與產業(yè)結構和經濟體制的關聯度也很高。盡管理論界沒有論證社會保障支出和經濟增長的關系，但通過完善保障體系促進國內消費的觀點卻相當盛行。政府部門認為建立和完善社會保障體系，是促進國內消費、拉動經濟增長的重要基礎和前提條件之一(《人民日報》1999年11月29日)。國家制定的“兩個確保”的方針——確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，也成為經濟發(fā)展的需要。

三、描述性統計

如同經濟發(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)域內的省際間差異進行分析。

區(qū)域數據表明(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分別為63.37%，76.63%和79.93%，經濟最發(fā)達的東部地區(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濟發(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，經濟發(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”的結果。

研究各省份數據發(fā)現(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果，也是區(qū)域經濟發(fā)展不平衡的產物。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行補貼，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；新疆生產建設兵團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，標準差、峰度系數、偏度系數也顯示西部省際間的差異最大、而中部最小(如表1)。進一步研究工資替代率的變化還發(fā)現：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)域差異如同經濟水平的差異一樣是不爭的事實。值得研究的是，欠發(fā)達地區(qū)相對較高的保障水平對經濟增長究竟起到了什么樣的作用。

四、計量分析

對于經濟增長的實證研究經常從生產函數入手，從物質資本、勞動力、技術進步以及政策環(huán)境等方面來分析各變量對經濟發(fā)展的影響，涉及到的因素有初始經濟發(fā)展水平、物質資本積累、勞動人口數量、勞動力質量、經濟開放程度、市場化程度、社會保障水平等(bellettini，c&ceroni，2000；barro， 1991；dewan。2001；等等)。多數研究選取gdp或人均gdp的增長率為被解釋變量，通過構建線形、對數線形或雙對數線形模型，運用ols、gls、gmm方法進行分析檢驗。本文借鑒國內外關于經濟增長的主流研究，選取下列控制變量，建立經濟增長(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，εi,t代表隨機誤差，各變量的含義說明(見表3)：

因為只根據樣本本身對其自身特征進行分析，宜采用固定效應模型；考慮到區(qū)域內的省份間差異存在，異方差很可能對估計式存在影響，序列相關可能導致估計式有偏，因此，采用廣義最小二乘 (gls)進行回歸。回歸結果(見表4)：

如表4，由于兼顧發(fā)達和不發(fā)達地區(qū)及樣本數量關系，全國的回歸方程的系數穩(wěn)定性較好。政府支出占總產值比重、固定資產投資比例、進出口總額比例、就業(yè)人口占總人口的比重與經濟增長在1%水平顯著相關，各變量的系數的符號都符合經濟預測。其中，經濟增長速度同政府干預負相關，與投資率、開放程度、就業(yè)率等正相關。而社會保障水平在1%的概率下對經濟增長產生負面影響。

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

五、結論與政策建議

以上經驗研究一方面驗證了不同的經濟發(fā)展階段和水平下社會保障支出對經濟增長的貢獻不同這一命題；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)的經濟增長是在不同水平上起步的，經濟增長的區(qū)域差距長期存在。20世紀90年代后的經濟發(fā)展更成為一個“零和博弈”，在增長的同時，經濟個體的貧富差距和經濟總量的區(qū)域差距逐漸拉大。黨的十六屆四中全會已明確提出“構建社會主義和諧社會”的執(zhí)政目標，因此從縮小區(qū)域發(fā)展不平衡角度出發(fā)，根據地區(qū)特點完善社會保障政策相當重要。

經濟最為發(fā)達的東部地區(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)達國家水平是一個無可厚非的正常現象，但在社會補充養(yǎng)老保險、商業(yè)養(yǎng)老保險沒有充分發(fā)展的情況下，我們要特別關注老年人貧困，在政策重心應放在“低保”人群的同時，盡可能地讓老年人分享社會發(fā)展成果。西部地區(qū)的經濟總量水平偏低，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濟發(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)。其經濟總量和總體發(fā)展水平不僅大大低于東部沿海發(fā)達地區(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，是與經濟增長同步的聯動效應還是對經濟增長的產出效應，中部均成“塌陷”態(tài)勢。分析這種“塌陷”的根源和內在機制，是研究中部振興的重要方面。雖然中部崛起理論已經被明確提出，但短期內構建新的發(fā)展優(yōu)勢的內在動力不足。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。這才有可能真正構建區(qū)域結構的和諧發(fā)展。

數據分析論文:探討統計數據分析體系中統計分析方法的選擇與比較

一、數據統計分析的內涵

數據分析是指運用一定的分析方法對數據進行處理，從而獲得解決管理決策或營銷研究問題所需信息的過程。所謂的數據統計分析就是運用統計學的方法對數據進行處理。在實際的市場調研工作中，數據統計分析能使我們挖掘出數據中隱藏的信息，并以恰當的形式表現出來，并最終指導決策的制定。

二、數據統計分析的原則

（1）科學性。科學方法的顯著特征是數據的收集、分析和解釋的客觀性，數據統計分析作為市場調研的重要組成部分也要具有同其他科學方法一樣的客觀標準。（2）系統性。市場調研是一個周密策劃、精心組織、科學實施，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。就不同的數據統計分析方法而言，無論是基礎的分析方法還是高級的分析方法，都會有它的適用領域和局限性。（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。市場調研說到底是為企業(yè)決策服務的，而數據統計分析也同樣服務于此，在保證其專業(yè)性和科學性的同時也不能忽略其現實意義。

三、推論性統計分析方法

（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計方法，它可以看作是t檢驗的一種擴展。它所研究的是分類型自變量對數值型因變量的影響，比如它們之間有沒有關聯性、關聯性的程度等，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值型因變量是否有顯著影響。（2）回歸分析。在數據統計分析中，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，這種對應的因果變化往往無法用精確的數學公式來描述，只有通過大量觀察數據的統計工作才能找到他們之間的關系和規(guī)律，解決這一問題的常用方法是回歸分析。回歸分析是從定量的角度對觀察數據進行分析、計算和歸納。

四、多元統計分析方法

（1）相關分析。相關分析是描述兩組變量間的相關程度和方向的一種常用的統計方法。值得注意的是，事物之間有相關關系，不一定是因果關系，也可能僅僅是伴隨關系；但如果事物之間有因果關系，則兩者必然存在相關關系。（2）主成分分析。在大部分數據統計分析中，變量之間是有一定的相關性的，人們自然希望找到較少的幾個彼此不相關的綜合指標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，把多指標轉化為幾個綜合指標的多元統計分析方法，很顯然在一個低維空間識別系統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據簡單化，它是將具有錯綜復雜關系的變量綜合為數量較少的幾個因子，以再現原始變量與因子之間的相互關系，同時根據不同因子，對變量進行分類。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。在市場調論文聯盟//研中，市場細分是最常見的營銷術語之一，它按照一定的標準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，而族群內部在這種特征上具有相似性。聚類分析就是實現分類的一種多元統計分析方法，它根據聚類變量將樣本分成相對同質的族群。聚類分析的主要優(yōu)點是，對所研究的對象進行了全面的綜合分析，歸類比較客觀，有利于分類指導。（5）判別分析。判別分析是判別樣品所屬類型的一種多元統計方法。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準，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，至少要有一個已經明確知道類別的“訓練樣本”，從而利用這個數據建立判別準則，并通過預測變量來為未知類別的觀測值進行判別。與聚類分析相同的地方是，判別分析也是利用距離的遠近來把對象歸類的。

數據分析論文:環(huán)境空氣檢測數據分析及處理方法

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)境質量的下降，現在城市空氣質量問題屢亮紅燈，人們越來越關注環(huán)境的質量。現代科技的快速發(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)境空氣檢測的數據，對一些異常數據的檢測判斷分析，以及對這些異常數據該如何正確的處理。

關鍵詞：環(huán)境空氣檢測；數據分析；處理方法；異常數據

環(huán)境空氣自動檢測系統早已在空氣質量檢測中運用嫻熟，在我國的各個城市的空氣質量檢測得到廣泛的運用。環(huán)境空氣自動監(jiān)測系統是基于干法儀器的生產技術，利用定電位電解傳感器原理，結合電子技術和網絡通訊技術，研制、開發(fā)出來的最新科技產品，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來進行城市空氣質量的檢測。但是，這個系統也并不是百利無一害的，因為檢測中會面臨一些氣候異常現象、還有設備的維修、斷電現象，諸如此類的現象會導致環(huán)境空氣自動檢測系統出現一些異常數據，這就需要工作人員對這些異常數據進行分析探討，促進環(huán)境空氣質量檢測數據的標準化。

1環(huán)境空氣自動檢測系統的組成部分

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

檢測的項目為：so2、no、no2、nox、co、o3、pm10、氣象的五個參數（即：風向、風速、溫度、相對濕度、大氣壓力）子站計算機可連續(xù)自動采集大氣污染監(jiān)測儀、氣象儀、現場校準的數據及狀態(tài)信息等，并進行預處理和貯存，等待中心計算機輪詢或指令。采樣集氣管由采樣頭、總管、支路接頭、抽氣風機、排氣口等組成。遠程數據通訊設備由調制解調器和公用電話線路組成，有線調傳或直接使用無線pc卡（支持gprs）。

2異常數據

環(huán)境空氣自動檢測系統在24小時無人值班的情況下檢測中，經常會出現一些異常數據。據統計，我國每年實時檢測的上萬個檢測數據中有0.95%——3.18%的異常數據，這些數據主要表現在一下幾個方面：

2.1可預知的異常數據

有的異常數據是因為儀器自身出現的故障、斷電等問題產生的，這種可預知的數據一般而言是不需要進行分析的，這種可預知的異常數據被視作為無效數據，不參與均值計算。

2.2數據出現負值

出現負值的數據會有兩種情況，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生負值的數據。第二種是因為儀器本身的故障導致的負值，這種就作為無效數據，不予分析。

2.3數據在零值附近徘徊

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

2.4突然產生的異常數據

有的時候，當外界環(huán)境發(fā)生急劇的變化時就會導致檢測的數據突然的發(fā)生異常情況，一般情況下只有當發(fā)生突然的空氣污染問題時才會出現這種情況，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當地的環(huán)境和以往的經驗進行判斷分析數據，對出現的異常數據進行正確的取舍，將無效的數據不參與均值計算。

3處理方法

子站臨時停電或斷電，則從停電或斷電時起，至恢復供電后儀器完成預熱為止時段內的任何數據都為無效數據，不參加統計。恢復供電后儀器完成預熱一般需要0.5～1 小時。

對于低濃度未檢出結果和在監(jiān)測分析儀器零點漂移技術指標范圍內的負值，應該取監(jiān)測儀器最低檢出限的1/2 數值，作為檢測結果參加均值計算。

有子站自動校準裝置的系統，儀器在校準零/跨度期間，發(fā)現儀器零點漂移或跨度漂移超出漂移控制限，應從發(fā)現超出控制限的時刻算起，到儀器恢復到調節(jié)控制限以下這段時間內的檢測數據作為無效數據，不參加均值計算，但要對該數據進行標注，作為以后的參考數據保留。

對于手工校準的系統，儀器在校準零/跨度期間，發(fā)現儀器零點漂移或跨度漂移超出漂移控制限，應從發(fā)現超出控制限時刻的前一天算起，到儀器恢復到調節(jié)控制限以下這段時間內的監(jiān)測數據作為無效數據，不參加統計，但對該數據進行標注，作為參考數據保留。

在儀器校準零/跨度期間出現的異常數據作為無效數據，不參加統計，但應對該數據進行標注，作為以后儀器檢查的依據予以保留。

結束語

隨著社會的發(fā)展，環(huán)境保護工作受到的關注越來越多，城市規(guī)模的不斷擴大給城市環(huán)境帶來了各種各樣的問題，人們對環(huán)境質量的要求也越來越高。對環(huán)境的保護很重要的根據就是環(huán)境空氣檢測的數據，這些數據是做好環(huán)境保護工作的依據。而在環(huán)境空氣檢測系統中經常會出現一些異常數據。對這些異常數據，先判斷是否是因為儀器自身的故障而產生的數據，排除這些無效的數據之外的異常數據，要根據具體情況進行分析，尋找出出現異常數據的原因，然后找出解決問題的具體方法，保證環(huán)境檢測系統能夠健康安全的運轉下去，為環(huán)境保護工作貢獻自己的一份力量。

數據分析論文:中國青少年發(fā)展狀況統計數據分析報告

【摘 要 題】青少年社會調查

【正 文】

中國擁有世界上最為龐大的青少年人口群體。統計表明，2003年中國14～35歲人口有4.65億，占總人口的36.25%。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，現在的青少年是變革的弄潮兒、受益者和風險承擔者，他們正在經歷著我國社會經濟等方面的重大變革，發(fā)展變化的速度很快。客觀、準確地了解和掌握青少年的現狀，才能從實際出發(fā)，制定有效的政策，從而正確引導青少年，把青少年一代培養(yǎng)成為有理想、有道德、有文化、有紀律的社會主義新人。本報告主要是依據統計數據對近年來中國青少年發(fā)展狀況進行分析，所采用的數據均為撰寫本報告時（截至2005年7月31日）中國青少年發(fā)展狀況指標體系中各項指標所能獲得的最新數據。在本報告中青少年采用14～29歲和14～35歲兩種年齡統計口徑。

一、青少年人口狀況指標

1.青少年人口總數及比重

2003年人口變動抽樣調查數據顯示，全國14～29歲青少年共有311，217，923人，占總人口的24.25%。其中男性158，338，086人，女性152，879，837人，分別占總人口的12.34%和11.91%，性別比為103.57。14～35歲青少年共有465，259，674人，占總人口的36.25%。其中男性235，453，157人，女性229，806，517人，分別占總人口的18.34%和17.90%，性別比為102.46。

2.青少年人口性別年齡構成

分性別年齡結構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，在其總人口中都是30～35歲人口所占比例最高，其次是14～20歲人口。人口年齡結構在20～30歲之間出現凹陷，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，而軍人人數是不在統計數據中反映的，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)構成和城鄉(xiāng)構成兩項指標來衡量。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2900萬人，西藏最少，僅為82萬人。各省市青少年占總人口的比重集中在24.01～34.03%區(qū)間范圍內，廣東省比重最高，達34.03%，最低的為江蘇省，占24.01%。14～35歲的青少年人口數分布與14～29歲的青少年人口數分布接近，比重略有差異。各省之間青少年人口差異與各省總人口和它們過去的生育率、死亡率、遷移率的變化都有密切關系。

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，占遷移總人口的54.14%，14～35歲8，396，246人，占遷移總人口的67.35%。遷移原因以務工經商、學習培訓、婚姻遷入為主，占遷移總人口的七成之多（見圖1-3a和圖1-3b）。從全國遷移情況來看，學習培訓、分配錄用、婚姻遷入、務工經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

隨著我國社會經濟的發(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習求知年齡不無關系。從全國總人口受教育情況來看，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2003年全國人口變動抽樣調查數據計算，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)間范圍內波動增長。根據2003年全國人口變動抽樣調查數據計算，全國死亡率水平為6.05‰，青少年人口死亡率遠遠低于全國平均水平，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%為少數民族；14～35歲青少年人口中漢族比例略高，為91.09%，少數民族占8.91%。少數民族中壯族、滿族、回族、維吾爾族、苗族、彝族、土家族、蒙古族、藏族人數最多，人口比例均占0.5%以上。

二、青少年受教育狀況指標

1.教育事業(yè)基本情況

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

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

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

從畢業(yè)生數來看，2003年普通高等學校畢業(yè)187.7萬人；普通中等學校畢業(yè)2737.7萬人，其中普通中等專業(yè)學校畢業(yè)148.4萬人，普通中學畢業(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)中學畢業(yè)135.5萬人。

2.各級各類學校數

隨著我國社會經濟的發(fā)展，教育事業(yè)也獲得了長足的發(fā)展。從1990年到2003年，我國普通高等學校數增加了近一半，由1990年的1075所增加到2003年的1552所，平均每年增加37所普通高等學校。近十幾年間，在普通高等學校規(guī)模增加的同時，普通中等學校的規(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所普通中等學校，其中主要是初中學校數的減少造成普通中等學校大規(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校的72.4%。

3.各級各類學校教職工數

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

4.各級各類學校專任教師數

各級各類學校教職工數的變化主要是專任教師數的變化導致的。1990年到2003年，普通高等學校專任教師由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，普通中等學校專任教師人數的增加主要是以普通中學專任教師增加為主，而社會所需的中等專業(yè)學校（包括中等技術學校和中等師范學校）專任教師人數卻是在減少。

5.各級各類學校在校學生數

自從2000年擴招以來，我國無論是普通高等學校，還是普通中等學校在校學生人數都有了顯著增長。2000年到2003年，普通高等學校在校學生由556.1萬人增加到1108.6萬人，增加了552.5萬人，增長了近一倍。普通中等學校在校學生增長幅度雖不如普通高等學校，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%。值得關注的是，在各級各類在校學生普遍增加的情況下，中等師范學校在校學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年在校生數僅為2000年在校生數的78%。

6.各級各類學校招生數

2000年以來，普通高等學校和高中的招生規(guī)模都有了很顯著的擴大，分別由2000年的220.6萬人和472.7萬人擴大到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.各級各類學校畢業(yè)生數

近幾年來，普通高等學校和普通中學的畢業(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，普通高等學校的畢業(yè)生幾乎翻了一倍；而中等專業(yè)學校和職業(yè)中學畢業(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.研究生和留學生數

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

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

9.技工學校和學生數

2003年以來，技工學校規(guī)模一直在縮減，與此相反，技工學校的招生人數和在校學生數經過一段低谷后又開始緩慢增多。截至2003年我國有技工學校2970所，在校學生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)生升學率

2003年我國初中畢業(yè)生升學率為60.2%，2000年到2003年初中畢業(yè)生升學率明顯提高，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)分普通中學學校及在校學生數

2003年，我國共有普通中學79490所，49.74%集中在農村，有39539所，31.03%在縣鎮(zhèn)，有24662所，19.23%在城市，有15289所。普通中學中的高中有15779所，主要還是集中在城鎮(zhèn)，農村甚少，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，河南省普通中學最多，有6363所，西藏最少，僅有105所。

2003年，我國共有普通中學在校學生8583.2萬人，其中39.27%集中在農村，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，河南省普通中學在校學生最多，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

1.經濟活動狀況

根據2000年全國人口普查長表數據計算，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)為農林牧漁業(yè)、制造業(yè)、批發(fā)零售貿易和餐飲業(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 比例 人數 比例

總計 22615.4 100.00 36864.2 100.00

一、農、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、煤氣及水的生產和供應業(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、房地產業(yè) 51.9 0.23 84.7 0.23

十一、社會服務業(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、文化藝術及廣播電影電視業(yè) 610.7 2.70 981.0 2.66

十四、科學研究和綜合技術服務業(yè) 38.4 0.17 72.9 0.20

十五、國家機關、政黨機關和社會團體 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)為農林牧漁水利生產、生產運輸設備操作和商業(yè)服務業(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 比例 人數 比例

總計 22615.4 100.00 36864.2 100.00

一、國家機關、黨群組織、企業(yè)、事業(yè)單位負責人 132.7 0.59 346.8 0.94

二、專業(yè)技術人員 1427.0 6.31 2333.2 6.33

三、辦事人員和有關人員 666.8 2.95 1091.3 2.96

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

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

六、生產、運輸設備操作人員及有關人員 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，仍以在校學生為主，有5421.8萬人，占52.83%，依次是料理家務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

1.青年黨員狀況

中國共產黨是執(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，全國黨員總數為6960.3萬名，其中35歲以下黨員1580.9萬名，占總數的22.7%。青年黨員的絕對數量和相對比例都有較大的增長，與上年相比，發(fā)展學生黨員增幅最為明顯，共增加了19.5萬名。

2.共青團組織基本情況

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

全國少工委2004年6月公布的數據稱，目前全國有1.3億少先隊員。在學校的少先隊大隊53萬個、中隊1500萬個。現有的1.3億名少先隊員，主要涵蓋了小學一年級第二學期的學生、小學二年級至初中一年級的學生、初中二年級的一部分學生，個別也有初中三年級的學生。近80%少先隊員在農村，涵蓋各個地區(qū)和民族。目前，全國有專職大隊輔導員和專職少先隊干部約40萬名，中隊兼職輔導員350萬名。另據不完全統計，全國目前約有80萬名志愿輔導員。1984年成立的中國少年先鋒隊工作委員會（簡稱全國少工委），是少先隊的最高領導機構。全國大部分縣級以上團組織和教育行政部門共同成立了少先隊工作委員會。

3.全國青聯委員構成狀況

全國青聯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。本屆全國青聯委員的界別構成情況是：科學技術界129名，教育界81名，農林牧漁界50名，社會科學界47名，工交商貿界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，社會團體和中介組織界45名，宗教界41名，海外學人華僑界48名，公共管理和其他界168名，臺胞和港澳特邀人士119名；民族構成情況是：55個少數民族委員共217名，占委員總數的15.72%；性別構成情況是：男委員998名，占委員總數的72.32%，女委員382名，占委員總數的27.68%；黨派構成情況是：中共黨員683名，占委員總數的49.49%，8個派成員123名，占委員總數的8.91%，無黨派541名，占委員總數的39.20%，共青團員33名，占委員總數的2.39%；文化程度和職稱情況是：大專以上文化程度1331名，占委員總數的96.45%，其中，研究生學歷754名，占委員總數的54.64%，副高以上職稱669名，占委員總數的48.48%。

4.青年參與志愿服務狀況

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、環(huán)境保護、大型活動、搶險救災、海外服務等領域向社會提供了超過55億小時的志愿服務。據初步統計，全國各省（區(qū)、市）和2/3以上的地（市）及部分縣建立了青年志愿者協會或志愿者協會，建立社區(qū)服務站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名高校應屆畢業(yè)生報名參加2004年度的大學生志愿服務西部計劃，遠遠超出6000人的計劃招募數，也超出了2003年43763名的報名數。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。它的實際意義已遠遠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，本科及以上學歷者有19415名，占總數的39.1%，較2003年28.1%的比例明顯上升；而黨團員又發(fā)揮了模范帶頭作用，比例高達98.2%，其中中共黨員有7945名。

5.青年網絡參與和應用狀況

網絡在現代工作和生活中已成為不可缺少的工具，網絡對青年生活影響很大。中國互聯網絡中心2005年7月21日公布的第十六次中國互聯網絡發(fā)展狀況統計報告表明，截至2005年6月30日，我國上網計算機臺數為4560萬，上網人數達10300萬，其中18歲以下網民占總網民的15.8%，18～24歲網民占37.7%，25～30歲網民占17.4%，31～35歲網民占10.4%，35歲以下網民共占81.3%，達8374萬人。網民中男性占59.6%，女性占40.4%，未婚者占59%，已婚者占41%。網民上網前三位的目的是休閑娛樂、獲取信息和學習，上網目的繼續(xù)多樣化發(fā)展。

五、青少年身心健康狀況指標

教育部關于2002年學生體質健康監(jiān)測結果公告稱，當前學生體質健康問題主要存在于四個方面：一是部分身體素質指標水平繼續(xù)呈下降趨勢。反映下肢爆發(fā)力的立定跳遠水平，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歲男女學生分別下降了168毫升、78毫升。大學生與中小學生情況基本相同；三是超重及肥胖學生明顯增多，已成為城市學生的重要健康問題。監(jiān)測結果顯示：學生中的肥胖檢出率，在2000年比1995年上升的基礎上，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)教育應從低齡抓起；四是學生視力不良檢出率仍然居高不下，小學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構透露，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，中小學生精神障礙患病率為21.6%到32.0%。統計表明，目前，我國各類精神病的患病率已達13.47‰，共有精神病患者1600萬。兒童行為問題、學生心理衛(wèi)生問題、自殺等問題明顯增多。據世界衛(wèi)生組織調研，中、小學生精神障礙，突出表現為人際關系、情緒穩(wěn)定性和學習適應方面的問題。據估計，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%的大學生有心理障礙，表現以焦慮不安、恐怖、神經衰弱、強迫癥和抑郁情緒為主。

北京心理危機研究與干預中心是我國首家直接干預自殺行為的專業(yè)機構，服務范圍是抑郁癥和自殺干預。據該中心2004年底公布的一項最新調查數據顯示：我國現在每兩分鐘就有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。

數據分析論文:淺析農村土地流轉對農民養(yǎng)老保障行為影響的調查研究 基于對句容市古村 延福村 太平村的調研數據分析

作者：覃雁君　岳林璐　王繼超

論文關鍵詞:農村土地;流轉;保障困境;農民養(yǎng)老

論文摘要:農村土地作為一種重要的生產資料，其生產功能的實現在一定程度上關系到農民的生活水平。同時，農村土地也長時期扮演著保障角色，為農民提供相關生活與養(yǎng)老保障。但是隨著經濟社會的發(fā)展以及農村土地市場的發(fā)育，農村土地承擔的養(yǎng)老保障功能日益受到沖擊。該文通過時土地流轉行為較為普遍的江蘇省句容市進行實地調研，揭示了農村土地養(yǎng)老保障困境的存在。調查結果顯示，在非農收入占總收入比率高的地區(qū)，農村土地養(yǎng)老保障功能弱化，但農村土地流轉對農民養(yǎng)老行為的影響維持在一個較低的水平。結合調查研究，提出通過完善養(yǎng)老保障制度、保障農民權益、創(chuàng)新土地流轉方式、擴大農民就業(yè)市場等4種途徑來促進農村社會養(yǎng)老保障的發(fā)展。

1、農村土地“保障困境”分析

從理論上看，農村土地“保障困境”主要是指農村土地保障功能弱化的現實和農民對土地保障功能的“依賴”的矛盾。溫鐵軍在其文中強調:“中國農村的耕地不僅具有雙重功能，而且越來越多地轉變?yōu)橐猿袚r民的生存保障功能為主”。可以看出我國農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業(yè)生產功能的基礎之上。趙海林通過對我國農村土地產權制度設計的分析也指出“家庭聯產承包制度突破了集體所有制，農民獲得了土地的有限使用權，但并沒有改變土地集體所有的現狀。相反，家庭聯產承包責任制將土地這一重要的生產資料的經營、轉讓及收益權賦予農民，從而為土地保障功能的實現莫定了基礎”。我國農村土地的產權制度的設計決定了其保障功能。但是這種保障功能設計的愿景由于社會的變遷而受到沖擊，這就是農村土地“保障困境”的出現。農民往往將承包土地當作保障的最后一道防線，但這道防線對于農民的保障功能是有限的。正如劉書鶴在其文中闡述的農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。

通過對調查數據分析，農村土地保障功能弱化主要體現在農民從業(yè)特征和農戶的收入結構變化等方面:

(1)農業(yè)對于農民從業(yè)的主體性地位發(fā)生改變。農民從事農業(yè)主要就是指通過土地生產來獲得收入的途徑。調查數據顯示，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農，占調查樣本的30.2%，低于以打工為業(yè)的戶主數量。38戶戶主的次要工作是務農，占調查總體的39%。從事農業(yè)為次要工作的戶主超過了從事農業(yè)為主要工作的戶主數量，農業(yè)在農村的主體性地位已經發(fā)生了改變。

(2)農民收入結構發(fā)生變化，農業(yè)收入的絕對數降低，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%;農業(yè)收入占總收入的比重下降，而2009年的農民總收入與2008年相比呈現增長的趨勢，可見農業(yè)收入占總收入比例的下降，非農業(yè)收入的增加。通過對106戶農民2009年收入結構調查數據的分析，非農業(yè)收入占總收人的比重遠遠超過了農業(yè)收入，平均為84%，是農業(yè)收入占總收入比重均值的5. 2倍。

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

2、土地流轉對農民養(yǎng)老保障的影響

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

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

(1)從調查的數據(見表1)可以看出，參與流轉土地的42戶農戶，其中有15戶(占調查參與土地流轉農戶的33 %)擔心土地流轉會影響到養(yǎng)老。9戶農戶主認為土地重要，其他的則認為土地升值流轉后則體現不出來或認為勞動能力下降等原因。67%的農戶則認為不會影響到其養(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 % );三是通過流轉后獲得租金(持此看法有3戶，占7. 1 %);四是認為可以通過養(yǎng)老保險和子女贍養(yǎng)來實現養(yǎng)老(持此看法有6戶，占14. 28%)，與土地流轉的關系不大。

(2)從土地流轉戶與非土地流轉戶家庭的參保率(此處的家庭參保率二實際參保人數/應保人數x 100%)比較分析來看，土地流轉戶42戶的參保率與非土地流轉戶64戶的家庭參保率在統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。我們將土地流轉與否變量表示為traps，土地流轉戶該變量取值為1，非流轉戶為0;家庭參保率變量表示為join。

從表2可以得出，土地流轉戶與非流轉戶的家庭參保率差異并不明顯，標準差也較小。由于流轉戶與非流轉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。過程與結果如下:

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

(3)在研究中“假設租金上漲”，有25%的被調查村民愿意增加參保人數或繳費額，有50%的農戶則認為，其不會增加參保人數或繳費額，還有25%左右的農戶則認為，這兩者之間不存在直接的聯系。農村的土地流轉與農民參保行為之間的關系并不顯著。

(4)從養(yǎng)老保障的支出來看，土地流轉的所得小于參保支出。89戶家庭的土地流轉所得均小于參保支出，占調查總戶數的83. 9%。由此可推斷，大多數農戶的土地流轉收入無法支撐參保支出。同時由統計表可以計算出土地流轉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對農民社會養(yǎng)老保障行為的影響很小。

3、農民養(yǎng)老意識和認可的養(yǎng)老方式的變遷

3.1農民的養(yǎng)老意識已發(fā)生改變農民的養(yǎng)老意識則主要是指農民選擇養(yǎng)老方式的觀念。我國農民傳統的養(yǎng)老意識傾向于家庭養(yǎng)老，但是隨著社會的發(fā)展，農民的養(yǎng)老意識也發(fā)生了變化。通過對訪談數據的分析，農民的養(yǎng)老意識已有兩個方面的轉變:(1)被動性的養(yǎng)老觀念向主動性的養(yǎng)老觀念轉變。從對參保戶的調查中可以了解到，84戶被調查農戶中，有79. 2%的農戶認為參加養(yǎng)老保險“可以減輕兒女的負擔，老有所養(yǎng)”，與傳統的“養(yǎng)兒防老”的意識已經有了很大的區(qū)別;從傳統意義上的對人的依賴向對社會投資來達到養(yǎng)老的轉變，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)老觀念轉變。農民的養(yǎng)老不再局限于家庭和土地，社會化的養(yǎng)老途徑增加了農民養(yǎng)老的可靠性。有15戶(占回答此問題戶數的30%)表示適當條件下可全部流轉，不留存土地，因為他們認為隨著年齡的增長勞動能力會減弱。

3. 2農民認可的養(yǎng)老方式更加傾向于養(yǎng)老保險在對“農戶認為最可行的養(yǎng)老方式”的調查中，有70. 75%的被調查農戶認為自己以后的養(yǎng)老方式是依靠養(yǎng)老保險養(yǎng)老，而傳統的“土地+家庭(兒女養(yǎng)老)”的養(yǎng)老方式只占18. 87%。農民在養(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養(yǎng)老保障(見表5)。

4、新型農村養(yǎng)老保險在農村的運行狀況

從句容市三村的調查結果來看，新型農村養(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年底參保率達到27.5 %。通過調查發(fā)現新農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農民對于農村養(yǎng)老保險政策認識不足，存在一定的盲目性主要表現在不清楚養(yǎng)老金水平的戶數占調查總戶數的65 %(見表6);當問到養(yǎng)老金是否合理時，61. 32%的農戶都選擇了“無所謂合不合理”這一選項(見表7)。

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

農民對新型社會養(yǎng)老保險制度的認知不足和多層次、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村社會養(yǎng)老保險制度。

5、土地保障困境背景下的農民養(yǎng)老保障出路設計

農村土地保障困境的存在，一方面表明農民養(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村土地“保障困境”所顯示的另一種現實，即土地仍然有一定的保障功能。在“保障困境”的背景之下，結合農村養(yǎng)老保障發(fā)展的實際情況，可從以下4個方面來促進農民養(yǎng)老保障的發(fā)展和完善。

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

5. 2保障農民的土地合法權益，保證農民選擇的自主性一方面要嚴格依法進行土地流轉，充分尊重農民的自全陛，規(guī)范土地流轉市場。土地流轉只有在尊重農民的自主性和保障農民合法權益的基礎上，才能保障農村土地流轉市場化發(fā)展。行政干預、集體流轉這些流轉途徑的存在，可能出現對群眾自主性的踐踏，因而要確保農民在土地流轉中的有效參與。另一方面要結合農民生活生產的實際情況，科學促進農村土地流轉的發(fā)展。土地“保障困境”所顯示的農民保留口糧地的行為，應當值得關注。農村土地承擔著生產和保障等多重功能，甚至還是農民精神生活的重要組成部分，簡單的以“土地換保障”的做法應當慎重從事。

5. 3通過土地流轉市場的完善和土地流轉方式的創(chuàng)新，提高農民的保障水平從目前來看，農村土地流轉的中介機構欠缺，流轉方式單一等，這些因素制約著農村土地流轉的有效實施，甚至導致不能有效地發(fā)揮土地的保障功能。活躍土地市場，特別是將土地信息數字化、網絡化，建立土地流轉的交易平臺，有效地促進農村土地流轉實現市場化，為農民的養(yǎng)老保障提供相應的物質補充。同時，還可以通過土地流轉市場，創(chuàng)新土地流轉方式，提高土地流轉的績效。比如農村土地合作社的建立，就可以使農民以土地承包經營權入股，在合作的基礎上提高農村土地的保障功能。

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

數據分析論文:電力自動化中的數據分析與特點

【摘要】隨著我國電力系統自動化水平的不斷提升出現了越來越多的需要處理的數據流，數據的結構也更加復雜。所以只有進行合理的部署，數據流才可以逐步的提高其傳輸的效率來保證電力自動化系統的安全性以及可靠性。

【關鍵詞】電力自動化；數據采集；數據分析

隨著經濟迅速發(fā)展以及社會建設的不斷完善，我國不同行業(yè)以及各地居民對于電力系統發(fā)展提出了更高的要求。電力系統的自動化技術，其作用就是可以更好的實現對于運行狀態(tài)的集中展示以及及時的監(jiān)控，并且可以對之進行優(yōu)化，同時提高安全運行的性能。一些高新技術，比如計算機或網絡通訊技術等在電力自動化技術中的應用，讓其數據處理工作也日趨復雜，可以快速以及準確的獲取和處理數據是保證電力自動化系統正常運轉的保證。

1. 數據采集

一般在電力自動化系統中，首先要做的是數據采集。采集數據，指的是電力自動化的輸入，分為數據的采集以及處理和轉發(fā)等三個環(huán)節(jié)。與電力自動化系統相對應的就是數據的傳輸是采集的關鍵。目前來看針對數據的傳輸，主要有有線以及無線兩種主要方式，有線傳輸的方式包括了光纖和電纜等，無線傳輸的方式有微波以及無線擴頻等。目前我國電力系統發(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線路的優(yōu)點所以在一些偏遠地區(qū)的電網數據采集來說就具有較大優(yōu)勢。

2. 采集數據分為以下幾個類型

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

3. 在收集數據之后，對數據進行下一步的分析和整理

3.1數據的分析大致有以下三個特點：

（1）數據的唯一性。在電力自動化系統中存在著大量的數據，這些數據的特點就是具備一定的獨立性，但是在子系統進行交流的過程中這些數據也會包含其他子系統中的大量數據，所以子系統之間的數據會存在交叉現象，如果不能對這些數據進行妥善處理的話就會出現數據冗余的問題。一旦出現了數據的冗余很可能導致系統在處理數據時能力降低湖或者更新速度較慢，嚴重的話還可能導致系統數據的可信度降低。所以說為了能有效的保證數據的唯一性，就需要對數據庫進行統一的管理以及日常維護工作。通常來說對于離線數據庫可以比較容易進行管理，實現其唯一性難度不高，但是針對實時數據庫就需要將數據庫的信息映射到不同工作站的內存中，就需要在線進行統一管理來確保不同子工作站的數據庫進行更新來避免重復性。

（2）數據的共享性。目前隨著我國信息化的進行以及網絡的普及，互聯網的影響已經深入到了社會的不同層面以及角落，網絡帶寬也越來越大，網速也逐步提高，這就使得web數據共享方式變得更為可行。跟其他的數據共享方式比起來，基于web的數據共享技術充分利用了互聯網技術，具有高效率低成本的優(yōu)勢。

（3）保證數據的安全性。隨著我國電力系統自動化水平的不斷提升出現了越來越多的需要處理的數據流，數據的結構也更加復雜。所以只有進行合理的部署，數據流才可以逐步的提高其傳輸的效率來保證電力自動化系統的安全性以及可靠性。數據流在電力自動化系統中的關鍵，就是要解決系統的統一接口的問題以及實現子系統之間的互聯。其未來發(fā)展的基本方向就是實現電力自動化系統的數據流優(yōu)化策略。

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

電力自動化系統是一個會涉及到多方面內容的系統，其核心就是數據的處理。正確有效的數據處理是保證電力自動化系統安全有效運轉的必要手段。

數據分析論文:牽引變電所電氣設備預防性試驗與數據分析

摘要:牽引變電所預防性試驗是判斷電氣設備能否繼續(xù)投入運行的重要依據。本文主要對牽引變電所電氣設備預防性試驗的數據結果進行了綜合分析。

關鍵詞:牽引變電所;預防性試驗;綜合分析

一、前言

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

二、電氣設備預防性試驗簡介

(一)預防性試驗分類。牽引變電所電氣設備的預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)

這類試驗對設備絕緣的考驗是十分嚴格的,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備絕緣性能的辦法來測試設備絕緣的各種特性,從而判別絕緣的內部的缺陷,例如測量絕緣電阻和泄漏電流、測量絕緣的介質損耗角正切值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備絕緣缺陷的有效性比較表,如表1所示:

由于變壓器內的油和固體絕緣材料在電或高溫的作用下裂解產生各種氣體,進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生的氣體主要是一氧化碳和二氧化碳。在油質絕緣中存在局部放電時,油裂解產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,會產生較多的一氧化碳和二氧化碳。根據絕緣油中溶解的氣體的組分和濃度含量,可以判斷變壓器內部可能存在的潛伏性故障。在實際中,根據烴類氣體、氫氣、一氧化碳、二氧化碳這幾種氣體特征來判斷故障性質。如表2所示:

絕緣特性以外的試驗統稱為特性試驗。這類試驗主要是表現設備的電氣或機械的某些特性。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接觸不良、焊接不良、套管的導電桿和繞組連接處接觸不良的重要依據。對于斷路器導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、試驗數據的分析判斷

在分析判斷試驗結果時,現行標準中有規(guī)定值的設備,應按照規(guī)定來判斷。無明確規(guī)定的設備,與同一設備相比較、與歷年試驗數據或出廠值相比較,與同型號設備相比較,最后依據變化進行分析判斷。

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,造成試驗數據的誤差和波動。將歷年春檢中的試驗數值換算至同一溫度,從表3可以看出,雖然各項試驗數據在規(guī)定范圍內,但通過比較可以發(fā)現,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重的集中缺陷,但僅依據常規(guī)的絕緣試驗,并不能足以說明變壓器內部有異常,通過絕緣油氣相色譜分析數據,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倍。判斷故障類型為高溫過熱故障。委托牽引變壓器生產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。經維修后,通過各項試驗和絕緣油氣相色譜分析,各項數據均合格。

四、結語

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