变异系数法

变异系数法（精选七篇）

变异系数法篇1

目前, 以金砖若干国家农业为对象的研究已经取得了一定成果。娄昭、王然、宗义湘等[3,4,5]对巴西农业发展的条件、特点、农业资源以及农业政策等进行了分析, 提出了相关政策建议。江宏伟、林曦等[6,7]对俄罗斯农业发展现状及其宏观因素、农业改革的基本措施和现行农业管理体制进行了总结与分析, 认为俄罗斯农业发展在赢得发展契机的同时, 整体的发展形势仍不容乐观。张淑兰、谭晶荣、向元钧等[8,9,10]分别从加入WTO、农业改革、农业科技进步等方面对印度农业的挑战和机遇进行了总结, 对印度农业改革和发展中粮食、土地、失业、贫困、地区差距、城乡差别以及农业科技进步中存在的问题等进行分析。王天生[11]对南非农业概况、发展特点等进行了论述, 对农业生产结构和对外贸易进行了分析, 并对南非农业发展经验进行了总结。尚正永[12]对江苏农业发展水平进行评价, 结果表明, 江苏农业发展水平存在明显的空间差异, 其中苏北地区最高;周亚莉和王国敏等[13,14]分别就陕西省和中国东部地区现代农业发展水平进行评价, 并分别提出了农业贷款与现代农业发展水平的分布滞后模型和农业现代化发展的总体思路。汤碧、方晓丽[15,16]对金砖国家农产品贸易竞争力进行评价。结果表明:中国与巴西、印度、俄罗斯和南非农产品贸易的竞争性并不十分突出且趋于缓和, 中国与其他金砖国家的农产品贸易存在互补性并具有较大贸易潜力, 但农业贸易竞争力整体不断走弱。

但到目前为止, 尚未有文献关注金砖国家整体的农业发展水平。随着金砖国家合作进程的加深, 探讨金砖国家农业发展水平及其发展趋势十分必要。本文基于金砖国家农业发展水平的视角, 采用多指标综合评价法, 运用熵权法和变异系数法确定指标权重, 分析金砖国家农业发展水平的主要影响因子, 探讨金砖国家农业发展水平的趋势以及各国间的差异, 以期为我国与其他金砖国家间农业合作提供理论参考。

1 模型方法

1.1 指标体系构建

借鉴参考相关学者对农业发展研究的评价方案[17,18,19,20,21], 本文从农业生产投入条件、农业综合产出能力、农业发展环境水平等方面进行指标选定, 具体指标见表1。

1.2 模型选择

农业发展水平评价方法较多, 如德尔菲法、层次分析法、数据包络分析法、多指标综合评价法等。其中, 多指标综合评价法具有使用简便、过程规范、结果直观等优势。其基本模型如下:

式中:Z为综合指标评价指数;n为指标数量;W表示各指标的权重, Y为指标的数值。

1.3 权重确定方法

由于各指标对农业发展水平的影响不同, 因此评价指标的科学赋权尤为重要。赋权方法包括主观赋权与客观赋权。主观赋权法赋权结果易受领域专家主观因素影响。客观赋权法包括因子分析法、熵权法及变异系数法等, 因子分析法要求样本量必须大于评价指标数量才能得出Bartlett检验结果和KMO值, 而本文以金砖各国作为研究对象, 其样本数量远小于评价指标数量, 故无法使用该法进行评价。因此, 本文最终选定熵权法和变异系数法进行权重确定。

1.3.1 熵权法

熵权法利用信息熵的思想, 通过测算指标值的变异程度对多指标系统进行综合评价。具体测算步骤如下:

设有m个参评样本, 每个样本n个指标X1, X2, …, Xn, 形成原始指标数据矩阵A={aij}m×n,

定义熵值, 第i个指标的熵值为:

其中:

计算熵权, 第i个指标的熵权为:

1.3.2 变异系数法

变异系数法是依据各观测指标在所有评价对象上的变化程度来判断各个评价对象达到指标平均水平的难易程度, 进而对其赋权。具体的赋权步骤如下:

设有m个参评样本, 每个样本用n个指标X1, X2, …, Xn来描述, 选求出各指标的均值Xi和标准差Si:

则各指标的变异系数为:

对Vi作归一化处理, 得到各指标的权数为:

1.4 数据来源及其处理

1.4.1 数据来源

数据主要来源于世界银行和联合国粮农组织等数据库。其中, 劳均耕地面积、农业机械化水平、农业灌溉水平、化肥消费量、劳动力受教育水平、单位面积产量、森林覆盖率等指标数据由世界银行数据库数据计算得来;劳均农业产值、农产品出口率、人均粮食占有量等指标数据从联合国粮农组织数据库数据计算整理得出。需要说明的一是部分指标相应的年份数据缺失, 采用邻近年份数据进行补充;二是中国劳动力受教育水平数据来源于《中国劳动力统计年鉴》 (1999—2012) 。

1.4.2 数据处理

考虑到指标体系各指标的单位不同, 需要先进行数据规范化处理。本文选取最大值最小值法进行数据标准化, 计算公式如下:

其中:minaij、maxaij分别表示各指标中的最小值和最大值。

具体计算过程及计算结果略。

2 测算结果与分析

2.1 测算结果

2.1.1 指标权重计算结果

考虑到金砖各国农业发展水平各异, 且一些指标部分年份数据缺失, 故在计算指标权重时, 均以2000—2011年的算术平均值作为权重确定中的样本数据。分别依据变异系数法和熵权法的计算步骤得出评价指标的权重, 具体的计算步骤略, 各指标权重见表2。

注:指标权重保留到小数点后4位。

2.1.2 金砖国家农业发展水平测算值

根据熵权法和变异系数法计算所得权重, 运用标准化后的数据, 分别计算得到金砖国家农业发展水平, 结果如表3。

数据来源:根据相关数据计算得出。

2.2 结果分析

2.2.1 金砖国家农业发展的影响因素分析

由表2可以看出, 农业灌溉水平、劳均耕地面积及农产品出口率是影响农业发展的重要因素。其中, 农业灌溉水平权重最大, 由熵权法和变异系数法得出的指标权重分别为0.165 2和0.163 0, 说明水资源在农业发展中有着重要作用, 金砖国家地理区位跨度较大, 水资源分布及农业水利设施差距较大, 农业灌溉水平对金砖国家农业发展制约突出。其次是劳均耕地面积, 两种方法得出的权重分别为0.103 7和0.131 6, 符合耕地是农业生产基础的实际, 同时也说明了规模化经营对于农业发展的促进作用。农产品出口率也在指标体系中占有较大权重, 两种方法得到的权重分别为0.117 8和0.093 9, 这也与金砖国家中农产品进出口现状各不相同, 对于农业发展水平的制约相对较为明显。

2.2.2 金砖国家农业发展水平的趋势分析

由表3可以看出, 通过以上两种方法计算的农业发展水平得分差异很小, 因此可对两种方法计算出来的得分取平均值, 得到金砖国家2000—2011年间农业发展水平得分, 如图1所示。

21世纪以来, 金砖国家农业发展水平呈现出明显的上升趋势。从图1可知, 相比2000年, 2011年金砖国家农业发展水平整体上升趋势明显, 其中, 巴西农业发展水平上升最为显著, 特别是2002—2004年间农业发展水平快速上升;其次是印度, 2000—2007年农业发展水平基本保持稳定, 2008年开始快速上升;中国农业发展水平也有了一定上升, 但是整体的上升速度相比较为缓慢;俄罗斯在2007年以前明显上升, 自2008年开始震荡下降;南非农业发展水平变化较为波折, 测算年间, 上升与下降频繁交替。

2.2.3 金砖各国农业发展水平的差异比较

自然资源禀赋以及社会发展的不同, 决定了金砖国家间农业发展水平的差异。巴西将农业作为支柱产业, 各项指标十分均衡, 整体的农业发展水平处于金砖国家的首位。印度在农业灌溉水平、农业机械化水平、农业产值占GDP比重等方面指标优势明显, 特别是近些年来农业发展水平得到快速发展, 仅次于巴西。南非在劳均耕地面积、劳均农业产值以及农产品出口占比等指标上占有明显优势, 尽管在各年间有一定波动, 但整体的农业发展水平仅次于巴西和印度。俄罗斯拥有丰富的耕地资源、高素质的农业劳动力等, 但因其农业灌溉水平、粮食单产水平等相对低下, 其农业发展水平明显不及巴西、印度和南非。中国作为金砖国家中农业大国, 同时又是人口大国, 其农业资源总量丰富, 但人均占有量不足, 同时受限于较低的农业灌溉水平和农产品出口比例, 整体的发展水平位于金砖国家中的末位, 近年来虽有一定的上升, 但相比巴西、印度仍有比较明显的差距, 农业大而不强的特征明显, 见图2。

3 结论

变异系数法篇2

会计盈余信息作为反映企业经济效益的一个重要指标,在投资决策和社会资源的配置中起着重要的作用。然而,对会计信息使用者而言,面对数量相同、质量不同的会计盈余信息往往难以做出准确判断。在此情况下,会计信息使用者该如何对会计盈余信息质量进行评价就显得尤为重要。国内学者主要是借鉴国外的经验做法, 以会计盈余理论为基础,采用复杂的经济计量模型对会计盈余信息质量进行度量评价,但这种做法不利于投资者有效、实用地做出决策分析。事实上,对会计信息使用者来说,设计科学、适用的会计盈余信息质量的评价体系是他们最大的需求。基于上述认识,本文对会计盈余信息质量的评价将从投资决策的相关性出发,选取评价指标、基于变异系数法构建会计盈余信息质量综合评价指数(EQI),并以奥尔森模型为基础进行检验,力图满足会计信息使用者的需求,为其投资决策提供参考。

二、概念界定与文献回顾

(一 )会计盈余信息质量的概念界定

会计盈余信息质量是相对于盈余信息数量而言的,虽然现有研究成果不少,而对于其确切的定义,学术界还没有统一的界定和描述。美国会计学会(AAA)在2002年的关于盈余信息质量的研讨会中将其界定为盈余数额与现金数额的弥合程度;杨琼(2004)从经济收益观、信息观、计量观和契约观等会计盈余理论角度对概念进行了阐释;王化成、程小可等(2008) 则从会计信息质量特征角度、会计信息供给角度、资本市场角度等对盈余信息质量进行了概念界定与计量的分析。

作为会计信息的核心内容,会计盈余信息理应满足会计信息的首要特征相关性和可靠性。基于投资决策相关性的要求,可靠意义上的相关则是指会计盈余信息应当具有反馈价值和预测价值。据此,本文从两方面对会计盈余信息质量进行了界定:一是会计盈余应是对公司历史业绩、真实收益的反映,即具备反馈价值;二是会计盈余应能对公司未来发展进行价值预测。实践中,公司真实收益因受各种经营活动的影响,具有不可测定性,加之公司面临的内外部环境也比较复杂,投资者要了解公司的真实盈余往往很难,这就使得投资者更为关注会计盈余信息的预测价值。因此,在对可靠意义上的相关性认识前提下,本文基于投资决策的相关性将会计盈余信息质量的评价标准定为:在现有基础上的可持续成长的能力。

(二 )会计盈余信息质量评价的相关文献回顾

国外学者主要从三个视角对会计盈余信息质量的评价进行了研究。其一,基于会计盈余时间序列特征视角,该视角下主要通过对未来盈余进行预测来反映盈余信息质量的高低,学者们采用随机游走、回归等模型研究了季度盈余时间序列 (Gonedes,1972;Foster,1977) 和年度盈余时间序列(Brooks and Buckmaster,1976)及其预测能力 , 以此考察盈余信息的质量 ; 其二 , 基于盈余的结构性视角 , 如Chia,Czernkowski and Lofus (1997)将会计盈余分为经营活动现金流、本期应计项和非本期应计项,对澳大利亚跨6年的数据进行了截面分析,结果发现分解后的具有更高的含量;其三,基于会计盈余信息形成过程的影响因素视角,国外学者从公司治理结构 (Stein,1989;Grom,Jeffrey and Thomas,2002);董事会治理 (Beeks,Pope and Young 2002;Agrewal and Chadha,2003);控股股东 (Claessens et al. , 2000)等影响因素对会计盈余信息质量进行了评价。

相比国外,国内学者更多地从构建财务指标评价体系的视角做了研究。王志台(2000)选择主营业务利润与利润总额的比值这一较为单一评价指标对会计盈余信息质量进行了评价,而更多的学者是选取多财务指标(李红霞,2009;蒋瑜峰、袁建国,2010;余怒涛、李红琨等,2012;汪洋,2013;邹萍,2014),研究方法主要是运用层次分析、因子分析或主成分分析法等建立综合评价模型。

综上所述,尽管国内外学者从各角度对会计盈余信息质量的评价所做的大量研究,但多采用因子分析法或主成分分析法进行评价,很少有人采用变异系数法构建会计盈余信息质量综合评价指数(EQI)进行综合排序。变异系数法最大优点是能避免主观因素带来的失真影响,从而使得评价效果更为客观真实。另一方面,现有文献大都对某一行业进行排序分析, 鲜有人对会计盈余信息质量评价的有用性进行检验,而本文正是在综合排序的基础上,以家电行业上市公司为样本,采用奥尔森模型对会计盈余信息质量评价的有用性进行了检验,以期对信息使用者提供参考。

三、上市公司会计盈余信息质量评价指标的设定

(一 )指标选取的原则

本文认为评价指标选取应符合以下原则:第一,全面又不失针对性原则,即所选取的指标应尽可能兼顾到影响盈余信息质量的各方面,同时为了避免“信息过载”,指标应满足针对性要求;第二,易得且熟知原则,即指标的选取应能从公开的财务报表获得, 且对投资者而言是相对熟知易懂的;第三,科学兼顾特色原则,即所选取的指标应一方面符合会计信息质量的特征, 另一方面兼顾盈余信息质量自身的特色,从而使所构建的评价体系和EQI更具有科学性。

(二 )指标的选取

遵循上述指标的选取原则 , 借鉴Lev & Thiagarajan(1993)、杨琼 (2009),邱丽艳、张健 (2011)所选取的评价指标上的经验做法,从会计盈余信息的持续性、成长性、安全性、现金保障性以及综合反映企业经营质量和利用资产效率五个方面选取了相关指标。各指标具体说明如表1所示:

四、会计盈余信息质量评价指标的应用与检验

(一 )会计盈余信息质量评价指标的权重赋值

对于指标权重的赋值,以往主要是基于层次分析、调查问卷等方法,较为主观。为了避免主观因素对权重确定带来的失真影响,本文采用变异系数法,利用各指标所包含的信息,通过计算直接得到指标的权重,能较为客观科学的反映各指标对主体的影响程度。本文基于变异系数法构建的会计盈余信息质量综合评价指数(EQI)的具体步骤如下:

注:+表示指标数值越大,盈余信息质量越高,-表示指标数值越大,盈余信息质量越低。

1. 用算术平均法计算选取指标的平均数和标准差 :

2. 计算标准差系数 ,其反映指标的相对变异程度 :

3. 对标准差归一处理 ,得到各指标权重 :

4. 根据确定的权重和指标构建EQI:

(二 )会计盈余信息质量评价指标的应用

1. 样本选择和数据来源。为了降低系统风险对会计盈余信息质量评价带来的影响,本文以大陆2013年度家电行业上市公司财务信息为主要数据为样本进行实证分析。所涉及的数据来源于巨潮资讯、新浪财经和东方财富通软件,数据处理通过EXCEL和SPSS17.0完成。此外,出于研究的需要,本文做了如下剔除:一是年度财务数据、相关股价不完整的,二是2013出具了非标准无保留意见的 , 三是净利润增长率超过100%的 ,经过剔除筛选 ,有31家公司纳入样本分析。

2. 实证结果及分析。基于上述对指标的描述及变异系数法的运算步骤,以2013年财务报告为依据,可计算得到各指标的权重:

根据所确定的指标以及上述的指标权重,得到家电行业上市公司的会计盈余信息质量综合评价指数:

其中,x1反映盈余信息质量的持续性,x2反映盈余信息质量的成长性,x3反映盈余信息质量的安全性,x4反映其现金保障性,x5反映上市公司综合运营质量和效率。

根据上述表达式,代入2013年我国家电行业上市公司的各评价指标数值,可得到31家家电行业上市的会计盈余信息综合评价指数 (EQI) 的排名情况以及各分项指标的排名情况,如表2. 表3所示:

3. 实证结果分析

(1)从表2可以看出 ,排名前三的EQI与后三名的EQI两者数值差距十分明显,说明了家电行业上市公司的会计盈余信息质量存在着两级分化的特点。

(2) 从表3可以看出 , 各单项指标的排序情况可以看出 ,盈余信息质量的成长性指标、安全性指标,以及公司运行的综合质量指标与综合评价的结果基本吻合,这说明了反映会计盈余信息质量的各指标存在相互关联,只有各指标相互结合才能构成会计盈余信息质量的完整体系。

(3)从表3可以看出 ,出现了个别公司与总体会计盈余信息质量排名不一致的情形,这说明单个指标不能反映公司的综合的会计盈余信息质量的状况,只有从整体上考察五个指标才能反映公司会计盈余信息质量的整体面貌。

(三 )会计盈余信息质量评价结果的检验

从理论上分析,会计盈余信息质量评价结果能提高会计盈余信息的有用程度。因此,本文作出如下假设:会计盈余信息质量评价提高了盈余信息的有用性,即进行评价之后的盈余信息较评价之前的盈余信息的有用性有了一定的提高。本部分仍以我国家电行业上市公司作为样本,通过对上市公司的会计盈余进行调整以此对该假设进行检验。所用数据来源于东方财富通软件以及Wind金融资讯。

1. 检验模型的借鉴与方法说明。运用关联研究法 ,即通过研究公司的股价、净资产与盈余之间的关系来考察会计盈余信息的有用性,以奥尔森模型为基础,本文建立了如下的检验模型:

上述模型中:P表示上市公司每股价格;bv表示每股净资产;eps表示每股收益;α、β、γ为系数;θi为会计盈余的调整系数;ξ为残差。

本文主要通过比较所建立回归模型的拟合优度调整的R2的变化来对会计盈余信息的有用性进行衡量。如果引入调整系数后的回归模型的调整R2大于没有引入的调整R2,则说明会计盈余信息的有用性得到了提高,同时也说明本文对会计盈余信息质量评价指标的选取具有一定的合理性。

2. 检验结果分析

(1)没引入eps调整系数前模型的检验结果分析。如果不考虑会计盈余信息质量,检验结果如表4所示,可以看出,eps没能通过Sig.检验,只有bv进入模型。此时,模型的调整R2为0.394,体现了资产负债表的信息有用性 , 而会计盈余信息的有用性没有体现出来。

(2)引入eps盈余调整系数的模型检验结果分析。本文将各指标调整系数θi调整后的会计盈余信息eps纳入模型分析,检验结果如表5所示:

从表5的检验结果可以看出, 用盈余成长性指标调整系数θ2调整后的每股收益θ2×eps和bv都可以进入模型分析,且调整的R2为0.463高于调整前的0.394。这说明通过会计盈余信息成长性指标调整系数来调整会计盈余可以提高盈余信息的有用性,同时说明本文的所选取的盈余成长性指标来衡量盈余信息质量是具有合理性的。用盈余持续性指标调整系数θ1调整后的每股收益θ1×eps和bv都可以进入模型分析,且调整的R2为0.477高于调整前的0.394。这说明通过会计盈余信息持续性指标调整系数来调整会计盈余可以提高盈余信息的有用性,同时证明了本文的所选取的盈余成长性指标来衡量盈余信息质量是有效的。

此外,用盈余安全性指标、现金保障性指标调整系数θ3.θ4调整后的R2分别为0.435和0.451,较调整前有着提高。然而调整后的每股收益所对应的Sig.值为0.092. 0.057,没能通过0.05的检验值。同时 ,用反映公司综合运营能力指标调整系数θ5调整后的R2为0.372,较以前有所下降。而这种情况的出现则是由于调整后的每股收益存在异常值所导致的,不影响对所选取的会计盈余信息质量评价指标的总体效果衡量。

五、结论

本文采用变异系数法,通过对我国家电行业31家上市公司会计盈余信息质量综合评价指数进行排序分析,发现家电行业上市公司会计盈余信息质量存在两极分化的特点,会计盈余信息质量与上市公司实力并不存在必然的关联性。并通过奥尔森模型对会计盈余信息质量评价进行了检验。从检验结果可以看出, 调整后的会计盈余信息的确提高了会计盈余信息的有用性,这也说明了本文所设计的评价指标体系、采用的方法能够体现上市公司的盈余质量水平,具有一定合理性。

摘要：本文基于投资决策的相关性,以可持续成长能力作为会计盈余信息质量评价的标准,设计了会计盈余信息质量的指标体系,采用变异系数法构建会计盈余信息质量综合评价指数(EQI);并以2013年家电行业上市公司为样本,在行业综合排序的基础上,采用奥尔森模型对会计盈余信息质量评价有用性进行了检验。

基于变异系数的工资差距设计篇3

绩效工资与经济公平

1. 绩效工资

实施绩效工资这一有效的企业薪酬模式, 能对企业员工起到重大的激励作用, 对员工的工作态度、行为和绩效产生积极的影响。因此, 推行绩效工资有利于充分体现个人的劳动价值和工作技能, 实现多劳多得, 也有助于单位调动和激励员工潜能, 提升工作效率、节省成本。与此同时, 绩效工资制度也是一把“双刃剑”, 对员工既有积极作用, 又具有一些消极影响;不仅对员工的经济地位, 还对其工作行为产生重要影响。可能使部分员工由于工资收入降低、实际购买力下降, 造成员工的工资缺乏竞争力, 员工消极怠工, 甚至“跳槽”, 破坏员工队伍的团结协作, 也降低了企业凝聚力。

2.经济公平

把实施绩效工资简单地理解为拉大收入差距, 认为只要在工资档次之间拉开距离, 就能够起到奖励先进、约束落后的目的, 这种认识是片面的, 与马克思主义经济公平思想相悖。

经济公平, 是马克思主义公平思想的重要内容。马克思、恩格斯的经济公平思想涉及起点公平、机会公平、规则公平和结果公平几个方面。其中, 结果公平是马克思、恩格斯经济公平思想的核心。反对阶级剥削和压迫, 废除资本主义私有制和资产阶级的一切经济特权, 消除分配结果上的两极分化, 是他们的基本主张。经济公平思想是社会主义、共产主义的基本价值取向, 这一思想对当前进一步缩小收入分配差距具有重要的指导意义。追求结果在一定程度上的均等, 是发展的目标所在。

党的十六大以后, 构建社会主义和谐社会一直是我们党不懈追求的奋斗目标。作为现代社会最重要的社会经济关系之一, 和谐稳定的劳动关系是和谐社会的晴雨表和风向标, 对于企业发展和社会稳定至关重要。因此, 坚持效率与公平并重的分配原则, 受到高度重视。

基于以上分析, 笔者认为, 不是在任何情况下加大工资差距都是合理的。因此, 本文重点采用统计学中最常用的变异系数———标准差系数, 来分析企业员工工资差距问题。

平均工资和工资标准差

平均工资是工资的算术平均数, 记为x, 表现为x=工资总额/职工人数。

工资标准差用σ表示, 计算公式为σ=姨 (xi-x) 2/n, 其中xi代表每位职工的工资额, x代表平均工资, n代表职工人数。工资标准差σ反映的是, 每位职工的工资额与平均工资相比, 平均相差的数值。标准差越大, 说明个体差异越大, 也就是工资差距越大。例如, 有甲乙两个企业, 他们的平均工资相同, 都是x, 但工资标准差不同, 分别是σ甲和σ乙, 并且σ甲>σ乙, 这说明, 甲企业的工资差距比乙企业大。另外, 如果甲乙两个企业的平均工资不相同, 就不能直接根据工资标准差得出上述结论, 还应通过大象和兔子的体重对比来说明这个问题。

用标准差系数比较大象与兔子的体重差异

据统计, 非洲象体重5~7.5吨, 而中型兔体重2.5~4公斤。假设:一组大象的平均体重是6吨, 体重标准差为10公斤, 一组兔子的平均体重是3公斤, 体重标准差为1公斤。如果, 大象的体重相差10公斤, 我们会忽略这种差异, 感觉这组大象体重差不多。而兔子体重如果相差1公斤, 我们就会明显感觉到这组兔子存在大小差异。

大象与兔子的平均体重不同, 体重的差异程度不能采用体重标准差直接比较, 为了比较大象与兔子的体重的差异程度, 统计学中提出了变异系数的概念, 其中, 最常用的是标准差系数, 表示为V, 其计算公式是V=σ姨x[1]。其中, σ代表标准差, x代表算术平均数。标准差系数越大, 说明数据的差异程度越大, 标准差系数越小, 说明数据的差异程度越小。

标准差系数的计算公式表明, 标准差系数的大小与标准差成正比, 与算术平均数成反比。对于算术平均数较大的一组数据, “允许”有稍大的标准差。这时, 标准差系数不会很大, 即数据间的差异不会太大。

在大象与兔子的案例中, 大象的标准差系数是V大象=10/6000=0.0017, 兔子的标准差系数是V兔子=1/3=0.33。由此可见, 虽然大象的体重标准差大于兔子的体重标准差, 但由于大象的平均体重远远大于兔子的平均体重, 使得大象的体重标准差系数远远小于兔子的体重标准差系数, 即大象体重的差异程度, 远远小于兔子的体重的差异程度, 这和我们的直观感受是一致的。

工资标准差系数的计算及政策含义

如果用V代表工资标准差系数, 那么计算公式就是V=工资标准差/平均工资。由公式可看出, 在工资标准差相同的情况下, 即在工资档次之间距离相同的情况下, 一是, 平均工资低的单位, 工资标准差系数更大。也就是说, 该企业的员工更容易察觉收入的差距, 倾向于认为本单位的收入差距大于平均工资高的单位, 这就有可能在员工中产生收入不平等的思想, 破坏员工之间的信任和团队精神。严重的将会导致工作伦理的金钱化和拜金主义的扩张, 单位内部关系不断紧张, 最终阻碍企业的正常发展。二是, 平均工资高的单位, 工资标准差系数更小。也就是说, 该企业的员工不容易看到工资差距, 一旦收入没有差距, 或差距太小, 员工就会认为干好干坏一个样, 缺乏工作积极性和创造性, 员工之间也缺乏竞争, 企业最终陷入“平均主义”的泥潭。

建立不同的工资差距

不同的企业, 或处于不同发展阶段的企业, 对于工资差距问题应区别对待。

1.收益不同, 工资差距不同

(1) 效益不好或处于困难时期的企业, 就好比兔子, 企业平均工资往往较低。这时, 工资差距不宜过大, 对先进的奖励, 也不需要太大的幅度。因为, 数量较少的奖金, 就能使员工感觉到它的份量, 会更加努力, 以更好的方法去工作。这样, 既能激发员工的工作热情, 增强凝聚力, 又能保持较低的工资成本, 不会给企业实际的支付能力带来过重的负担。与此同时, 对落后的处罚, 也不宜过重, 轻微的扣罚, 就能起到警示作用, 而不至于给员工造成过重的心理和生活负担。当然, 工资差距不宜过大, 还包括管理层不宜随意建造豪华办公室, 或购买高档轿车等。

(2) 效益好的企业, 就好比大象, 企业平均工资往往较高。这时, 就应该拉大工资差距, 对绩优者的奖励, 要增大力度, 否则, 起不到激励先进的作用, 员工会认为其收入没能与其对企业的贡献挂钩, 工作热情逐渐低落。同样, 对于绩劣者的处罚, 幅度可以较大, 否则起不到约束作用。

2. 采用动态的工资差距

企业从起步, 成长到成熟的过程中, 工资差距要逐渐拉开、增大。因为不断成长的企业, 平均工资一般会增加, 企业已经由“兔子”成长为“大象”, 企业具备了多方面的有利条件:

(1) 随着企业的发展和经营效益的提高, 工资范围足够大, 大部分员工都能够解决基本的生活保障问题。在这种条件下, 拉开收入差距, 是在保证员工的基本生活水平条件下进行的, 容易被员工所接受。

(2) 发展到一定程度的企业, 往往面临新的机遇和挑战, 包括产业结构升级、产品更新换代、向新的领域扩展延伸等。在这种情况下, 特别需要激发企业员工的积极性和创造性, 将员工的薪酬收入与个人业绩挂钩, 不失为提高绩效的有效方法。

(3) 在长期的经营过程中, 企业积累了相当丰富的管理经验, 建立了相对完善的监督机制, 能够比较科学、客观地制订业绩标准, 公正有效地衡量业绩, 并将衡量结果与工资结构挂钩。能够做到业绩评估过程与组织目标实施过程相结合, 把工资体系运作纳入整个企业的生产和经营运作系统之中, 并使工资制度与组织的宗旨相一致, 保证工资制度有利于实现企业的战略目标, 提高企业的绩效, 给企业带来好处。

(4) 大部分员工和企业一起, 见证了企业的发展过程, 已培养出一定的忠诚度, 能够理解企业在新形势下的变革。企业逐步建立的浓厚的企业文化氛围, 支持业绩评估系统的实施和运作, 使之起到奖励有方, 约束有力的作用。

参考文献

夹心节能墙体抗压强度变异系数研究篇4

夹心墙作为一种新型的节能墙体, 在我国北方地区已经得到了推广, 尤其是在东北地区的部分实体工程中已经得到了应用, 这种墙体的发展符合我国在建筑节能领域的发展目标, 是一种发展和应用前景较好的新型节能墙体。虽然, 夹心墙是一种节能效果优越的新型墙体, 但是在应用中这种墙体是否能达到设计安全, 还需要更准确的资料作为依据。这种新型的节能墙体在我国发展较晚, 相关的研究资料较少, 这也使夹心墙设计、应用、推广的难度增大。所以在这种墙体的设计环节中提供一些准确的基础性试验资料, 有利于提高夹心墙在应用环节中的安全可靠性[1]。夹心墙在设计中抗压强度设计是墙体安全的基础保证, 而确定一个准确的夹心墙抗压强度变异系数能为夹心墙相关的试验研究和强度设计提供相对可靠的依据。

2 夹心墙砌体抗压强度试验

2.1 试验材料

试验选取四个强度等级的砂浆砌筑夹心墙, 夹心层使用XPS保温板, 外叶墙使用页岩砖砌筑, 内叶墙使用混凝土砌块砌筑[2], 材料抗压强度见表1。

2.1 试件制作

夹心墙试件由砌筑高级工完成砌筑, 按四个不同等级砂浆强度砌筑四组试件, 每组6个, 共计24个标准试件, 完整试件见图1。

2.2 试验过程及结果

本试验加载选用压力机来实现 (量程0～150 kN) , 如图2所示。

试验结果见表2。

3 夹心墙砌体抗压强度变异系数取值分析

夹心墙是一种新型的节能墙体, 节能效果优越, 但强度安全方面的研究数据较少。在夹心墙体抗压试验数据有限的情况下, 由试验样本中的子样所计算得到的砌体变异系数不能真实可靠的反映此种砌体母体的离散程度, 但是砌体抗压强度所组成的母体样本中的每个强度子样一般服从正态分布[3], 也即可将砌体的抗压强度子样X看作正态随机变量, 即X～N (μ, σ2) 保证率为p的母体百分位值Xp为:

其中μP与保证率p相关的标准正态偏量为:

从数理统计学中查表得到:当p=95%时, up=-1.645

设砌体抗压强度x1、x2……xn是来自正态母体N (μ, σ2) 的一个子样。其均值和标准差分别为:

为标准正态随机变量, 所以得到:

母体中uγ与信度γ相关的标准正态偏量为:

从数理统计学中可查知, 当γ=95%时, uγ=1.645

此时可由公式 (6) 得到:

又因为σ=δ·μ (9)

将 (9) 式代入 (8) 式可得:

此时对 (10) 进行变形整理可得:

令函数:

因为P≥50%, γ≥50%时:

公式 (15) 中δ0为砌体规范通过理论分析和试验, 最后采用各地区的砌体变异系数, 经统计分析得到的砌体强度变异系数[4,5]。

将 (13) 式代入 (15) 式中可得到:

再将 (16) 代入 (12) 可得

代入 (17) 可得:

由 (18) 式可知是置信度至少为γ、母体百分位值为xp=μ+μpσ的置信下限。

综上所述, 将夹心墙实验数据 (见表1) 以及现行规范中所采用的δ0=0.17, uP=1.645代入公式

由此计算得到的为置信度γ=95%置信下限, 将其看作为母体的一个子样与已有的试验数据合并, 再计算其砌体的变异系数。

同理可计算出第二组试验数据所得到的变异系数δ2=0.155, 第三组试验所得到的变异系数δ3=0.162, 第四组试验所得到的变异系数δ4=0.197。

取平均值:δ= (δ1+δ2+δ3+δ4) /4=0.168≈0.17。

夹心墙砌体为一种新型的建筑墙体, 存在着其施工规范尚不健全, 建筑工人的熟练度较低等一系列问题。所以根据计算分析结果、结合以往砌体的应用经验以及对现行普通砌体规范的参考综合确定夹心墙砌体的抗压强度变异系数取值为0.17。

4 结语

夹心墙是一种新型的保温节能节能墙体, 在我国北方寒冷地区有着广阔的应用前景, 但是针对这种墙体的相关建筑标准、规范、设计资料欠缺, 本文通过夹心墙抗压强度试验, 结合数学分析的方法, 初步确定了夹心墙在试验和强度设计环节必须考虑的变异参数δ取值约为0.17。

参考文献

[1]苑振芳.苑磊.于本英等.再议夹心墙的设计应用[J].建筑结构, 2009 (3) .

[2]GB/T2542-2003, 砌墙砖试验方法[S].

[3]许承德.概率论与数理统计[M].哈尔滨工业大学出版社, 2000.

[4]BS5628-3.Code of practice for use of masonry[S].2001.

变异系数法篇5

1.1 确定经典域和物元

利用可拓决策理论评估配送中心选址方案,首先要分析影响物流配送中心选址的因素,并由此给出诸因素的取值范围,从而建立配送中心选址的可拓决策数学模型:

式(1)中:R0表示满意方案的可拓模型,F0表示满意方案,xi表示影响方案决策的各项因素,x0i表示F0关于影响因素xi的量值范围。式(2)中:Rj表示待选方案的可拓模型,Fj为第j个待选方案,xji为第j个候选方案对应于影响因素xi的量值。

1.2 确定关联度

1.2.1 确定关联函数

可拓决策是通过关联函数使不相容问题的解决过程定量化。因此,可拓决策模型建立后,为反映各个方案对满意方案的关联程度,就是要根据决策模型和实际要求建立相应的综合决策关联函数。

1.2.2 用变异系数法确定各因素权重

利用可拓理论确定选址方案,权重的确定很重要,它直接影响到可拓决策的结果。本文中采用变异系数赋权法确定各因素权重。具体步骤如下:

(1)计算第i项影响因素的均方差:

(2)计算第i项影响因素的变异系数:。

(3)对各项影响因素的变异系数进行归一化处理,得到各因素的权重:,则各因素的权重

1.2.3 计算综合决策关联函数

由于要考虑多个因素,因而采用综合关联度来评判,则第j个候选方案的综合关联函数为

1.3 最优方案的选取

当K (X)≥0时,表示该方案为可取方案,其值大小反映该方案的满意程度;当K (X)<0时,表示该方案为不可取方案,即不满意;按照K (X)的值排序,K(X)值最大者为最优方案。

2 实例应用

某物流公司拟从F1、F2、F3、F4和F5五个地区中选择一处修建配送中心,现组织专家综合经验和调研情况对

2.1 影响因素的水平分级

将选址方案各影响因素按程度的不同分为好、较好、一般、较差和差五个等级,具体如表1所示。

2.2 建立可拓模型

首先,确定满意方案的可拓模型:

同时,根据前期调研数据以及专家对候选方案的评价结果(如表2所示),可以确定各候选方案的可拓模型。

2.3 计算关联度

根据表2中的数据,通过变异系数法计算各个影响因素的权重,得到:w=(0.04,0.16,0.07,0.06,0.25,0.09,0.32)

根据影响因素的属性选择与其相应的关联函数,计算各因素的关联度,如:F1中各因素满意程度(关联度)为:

则F1的综合满意度为同理可以得到

2.4 选择最优方案

从上述计算可以得出,由于的数值最大且,因此F1在五个方案中为最优方案。

3 结束语

本文运用可拓理论建立了物流配送中心选址决策模型,在确定各相关影响因素权重时,引入了变异系数,从数据本身来计算权重系数,消除了权重计算中的人为干扰,使决策结果更符合实际。从应用实例中可以看出,该模型计算简单,便于操作,决策结果较为合理准确,为物流配送中心选址方案的决策提供了科学依据。

参考文献

[1]蔡文.物元分析[M].广州:广东高教出版社,1987.

校正系数法称量滤筒篇6

在实际的监测工作中, 由于天平室条件在很多情况下难以达到理想状态, 尤其是在县级监测站中, 天平室条件差, 一般是利用普通空调来调节室内温湿度。由于滤筒材质以及玻璃纤维本身的吸湿特性, 烘干后的滤筒湿度较天平室内湿度小, 吸湿现象严重, 所以在称量中存在着读数漂移现象。在参照有关资料及长期实践的基础上, 提出滤筒烘干后, 在干燥器中冷却, 平衡室中平衡及称量, 用校正系数法修正的称量方法, 具有适用条件广, 不漂移, 易操作的特点。

1 滤筒的称量

1.1 滤筒的选择

滤筒质量的优劣, 将会对烟尘的捕集率产生直接影响, 从而影响监测结果的准确性。采样管滤筒是一种捕集率高、阻力小、便于放入烟道内采样的捕尘装置, 有玻璃纤维滤筒和刚玉滤筒两种。在实际工作中应用最广的是玻璃纤维滤筒, 其质量的好坏直接影响到监测结果。因此, 只有选择合格的滤筒, 才能有效地保证监测质量, 真实反映污染源排放情况。玻璃纤维滤筒是由超细玻璃纤维制成的, 对0.5μm以上尘粒的捕集率可达99.9%以上, 但由于生产工艺的原因, 有些滤筒存在质量问题, 会影响尘粒的捕集, 因此, 监测采样前需要对滤筒进行挑选, 剔除不合格的滤筒。

1.1.1 滤筒质量的筛选

滤筒过重, 壁厚增加, 采样阻力增加, 尘粒的捕集效率会降低;滤筒过轻, 表明滤筒壁薄影响滤筒强度, 采样时容易破裂。根据实际工作经验, 规格为25mm×70mm的玻璃纤维滤筒, 重量范围在1.0±0.2g之间为宜。规格为32m m的玻璃纤维滤筒, 重量范围在1.9±0.2g之间为宜。

1.1.2 滤筒阻力的筛选

将滤筒放入采样枪内, 调节烟尘采样器的工作状态与现场采样耍求一致, 设定流量为50L/min时, 仪器显示负压﹤10.0k Pa为宜。

1.1.3 滤筒的针孔检查。

用洗耳球对滤筒的内外进行吹洗, 充分去掉滤筒表面的纤维屑, 防止在使用过程中因纤维碎屑脱落, 造成失重现象。同时, 有利于下一步针孔的检查。为了方便检查, 我们研究了一套简单易用的检验工具。由小电灯泡、电线、电池组成, 其制作方法是利用手电筒的小电灯珠, 用电铬铁焊接好电线, 用绝缘胶布包裹好, 小电珠方便放入滤筒内即可。检查时将小电珠放入滤筒内, 接通电源, 根据透光性, 很容易检查出滤筒壁上的是否有针孔存在。同时, 还可以检查滤筒壁纤维的均匀性。

1.2 空白滤筒的称量

1) 用铅笔将经过2.1检查的滤筒编号, 然后放在105~110℃烘箱中烘烤1小时。

2) 将烘干后的滤筒取出放入干燥器中冷却至室温。

3) 从干燥器中取出放在恒温恒湿箱中平衡24小时, 平衡温度取15~30℃中任一点, 记录下平衡温度与湿度。

4) 在上述平衡条件下称量滤筒初重, 注意精确到0.1m g, 记录下滤筒初重W0。

5) 从称量过的空白滤筒中选取10个质量基本一致的滤筒作为标准滤筒, 这些滤筒不用作采样, 只用作滤筒称量前后的校正, 记为WB0。

1.3 采样

将10个标准滤筒与采样滤筒同时带至采样现场, 用采样滤筒采样

1) 记下滤筒编号, 将滤筒装入采样管, 用滤筒压盖或滤筒托将滤筒进口压紧。

2) 按照GB/T16157-1996要求将采样管放入烟道中进行采样。

3) 采样结束后, 从烟道中取出采样管, 注意不要倒置采样管。用镊子将滤筒取出, 轻轻敲打前弯管, 并用细毛刷将附着在前弯管内的尘粒刷到滤筒中, 粘在采样管壁上的少许玻璃纤维也应放入滤筒内, 尽量减少人为误差。

4) 将滤筒用纸包好, 放入专用盒中保存。

1.4 样品分析

1) 将采样后的滤筒与10个标准滤筒同时放入烘箱中, 在105~110℃烘箱中烘烤1小时。2) 将烘干后的滤筒取出放入干燥器中冷却至室温。3) 从干燥器中取出放在恒温恒湿箱中, 与空白滤筒平衡条件相同的温度、湿度条件下, 平衡24小时。4) 在上述平衡条件下称量滤筒终重, 注意精确到0.1mg, 记录下滤筒终重W1。10个标准滤筒在相同条件下称重, 记为WB1。

1.5 计算尘重

1) 计算10个标准滤筒初重的平均值, 记为A。2) 计算10个标准滤筒终重的平均值, 记为B。3) 计算校正系数K=B÷A。

4) 计算尘重△G=K× (W1-W0) 式中:△G———尘重 (g)

K———校正系数

W0———采样前滤筒初重 (g) W1———采样后滤筒终重 (g) 。

2 讨论

该方法是由国家标准方法 (GB/T16157-1996) 中的滤筒称量方法与GB/T15432-1995中滤膜称量方法相结合而得到的。与国家标准方法相比, 克服了天平室要求条件高, 称量时容易发生漂移的现象。能够在条件较差的天平室中使用, 使烟尘监测数据更加准确可靠。

摘要：烟尘监测分析分为现场采样监测与实验室分析两大部分, 现场采样已实现等速采样自动化, 采样流速与污染源排放工况一致, 质量有保证, 而最终收集颗粒物的滤筒的处理, 目前还是靠人工操作, 因此, 对滤筒的质量控制, 在一定程度上对监测质量有决定性作用。

关键词：滤筒,平衡,校正系数

参考文献

[1]黄英志.烟尘滤筒称重方法的改进[J].干旱环境监测, 2001.

[2]李阳春, 浅谈烟尘监测采样滤筒的质量控制.

变异系数法篇7

理想的接收机它只放大天线所输入的信号和噪声, 但在实际情况下, 接收机内部会产生噪声, 所以在输出的噪声中当中, 除了天线的热噪声外, 还有接收机自身的噪声, 为了衡量接收机的内部噪声大小, 引入“噪声系数”这个参量。接收机噪声系数NF的定义是指接收机输入端信噪比与输出端信噪比的比值:/ÁÁS NÁS/ÁN

它表示信号通过接收机以后, 信号噪声坏了多少倍数, 噪声系数通常用分贝来表示:

如果接收机是个理想的无噪声网络, 那么其输入端的信号与噪声得到得到同样放大, 也就是输出端的信噪比与输入端的信噪比一样NF (d B) =0d B。若接收机本身有噪声, 输出的噪声功率则是放大后的输出噪声功率与接收机本身噪声功率之和。显然, 经接收机放大后, 输出端的信噪比比输入端的信噪比低, 即NF>1[1]。

1 Y系数法

噪声系数是表征雷达接收机的一项重要技术性能指标, 它表征了接收机检测弱信号的能力。噪声系数的测试方法非常多, 如功率倍增法、中频衰减法、冷热负载法和自动测试法等。但是其测试的理论基础都是Y系数法。本文主要结合某型接收机介绍具体的噪声系数测试实现方法[2]。

Y系数法测试噪声系数的原理框图如图1所示。

在测量噪声系数时, 输入信号为噪声发生器的输出功率。当不启动噪声发生器时, 从指示器上读出的指示值为;启动噪声发生器时从指示器上读出的指示值为N0。两次指示功率的比值为:

式中, NF为接收机的噪声系数 (d B) ;ENR (Excess Noise Radio) 为噪声发生器的超噪比 (d B) ;Y为两次测量功率比值的倍数。

2某型号接收机噪声系数测试方法的实现

该测试方法Y系数法为基础, 简化了噪声系数测试仪器, 通过噪声源在开关两种状态下的统计数值, 根据公式得出噪声系数值。通过VC++编程, 采用软件实现的办法, 程序流程图如图2所示。

在计算公式中, Y为两次测量功率比值的倍数, 这里具体计算公式为:

这是由于在噪声源开或者关的情况下所采集到的量值Y或X是信号幅度值, 而不是功率值, 所以在公式中有平方的关系。

结束语

本文给出了基于Y系数法测试噪声系数的计算公式, 与此同时结合了某型号接收机给出了具体实现方法。并给出了VC++程序的流程框图, 为其他型号的接收机测试噪声系数提高了参考和借鉴。

摘要：噪声系数是表征雷达接收机的一项重要技术性能指标, 它表征了接收机检测弱信号的能力。本文利用Y系数法测试噪声系数的原理, 推导出噪声系数的计算公式, 同时结合某型接收机, 给出具体实现方法。