系数比较（精选七篇）
系数比较 篇1
消费结构是在一定的社会经济条件下, 人们在消费过程中所消费的各种不同类型的消费资料 (包括劳务) 的比例关系。消费结构有实物和价值两种表现形式。在消费结构研究中, 这3种系数都是用结构相对数的形式, 从价值上研究生活支出在总支出中的比重。
一、恩格尔系数 (Engle’s Coefficient)
1857年, 德国统计学家恩格尔 (Ernst Engel) 根据统计资料, 对消费结构的变化进行研究得出一个规律:随着家庭和个人收入增加, 收入中用于食品方面的支出比例将逐渐减小, 这一定律被称为恩格尔定律, 反映这一定律的系数被称为恩格尔系数。其公式表示为:
恩格尔系数=食品支出总额/家庭或个人消费支出总额×100%。
恩格尔定律主要表述的是食品支出占总消费支出的比例随收入变化而变化的一定趋势, 揭示了居民收入和食品支出之间的相关关系, 用食品支出占消费总支出的比例来说明经济发展、收入增加对生活消费的影响程度。
根据马斯洛的需求层次论, 需求由低到高分为5个层次, 生理需求是最基本的最低层次的需求。吃是人类生存的第一需要, 在收入水平较低时, 其在消费支出中必然占有重要地位。随着收入的增加, 在食物需求基本满足的情况下, 消费的重心才会开始向穿、用等其他方面转移。因此, 一个国家或家庭生活越贫困, 恩格尔系数就越大;反之, 生活越富裕, 恩格尔系数就越小。国际上通常用恩格尔系数来衡量一个国家或地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准, 恩格尔系数在59%以上为贫困, 50%～59%为温饱, 40%～50%为小康, 30%～40%为富裕, 低于30%为最富裕。恩格尔系数作为衡量一个国家或地区的富裕程度的“公认”指标已为世界各国普遍采用。
二、萨氏恩格尔系数 (Engle’s Coefficient o Paul A.Samuelson)
美国经济学家保罗·萨缪尔森 (Paul A.Samuelson) 在其《经济学》一书中, 对恩格尔定律作了深入的论证, 提出了与恩格尔系数不同的“新恩格尔系数”----萨氏恩格尔系数。
萨氏恩格尔系数=食品支出/全部支出×100%。
式中, 全部支出=消费支出+储蓄。
萨氏恩格尔系数与恩氏恩格尔系数的关系用公式表示为:
萨氏恩格尔系数=恩氏恩格尔系数×居民消费率。
萨氏恩格尔系数与恩氏恩格尔系数计算公式很类似, 都是通过食品支出在总支出中所占比重来研究消费结构, 两个公式的分子一样, 都是食品支出, 但分母有差别。恩氏恩格尔系数的分母是消费支出, 而萨氏恩格尔系数的分母是消费支出与储蓄之和。萨氏恩格尔系数把储蓄纳入分母中, 目的是提醒人们在研究消费时, 注意储蓄对消费的影响[1]。从系数值来看, 萨氏恩格尔系数与恩氏恩格尔系数的数值有共同的特点, 在对于系数值的判定上, 都是数值越小, 反映出居民的生活水平越高, 而数值越大, 反映出居民的生活水平越低。当消费率等于100%, 即所有收入全部都用于消费时, 萨氏恩格尔系数与恩氏恩格尔系数的数值相等;当消费率小于100%, 即部分收入用于储蓄时, 萨氏恩格尔系数小于恩氏恩格尔系数的数值。
我国有部分学者认同萨氏恩格尔系数的计算方法。梁子灵 (1998) 等认为萨氏恩格尔系数能更简明准确地反映居民生活水平的高低。李华宇 (1999) 认为储蓄是由国民手中可支配收入形成的, 居民手中储蓄的增加也代表了其财富的增加, 也显示了其富裕程度的增加, 同时必将引起其消费结构的变化, 因而应将其计入分母项。
萨氏恩格尔系数与恩氏恩格尔系数都揭示的是居民食品支出与收入之间的定量关系, 都反映消费结构的变化规律, 但两者反映的角度有所不同。恩氏恩格尔系数着重研究食品支出与消费支出的关系, 反映的是在消费结构中食品支出所占比重的变化规律;萨氏恩格尔系数着重研究食品支出与总收入的关系, 对比的基础是消费支出与储蓄之和, 反映的是消费结构的比例关系以及变化的规律性, 强调储蓄对消费的影响。
三、“新恩格尔系数” (信息消费系数, Information Consumption Coefficient)
计算机的出现和逐步普及以及因特网的广泛使用, 把信息对整个社会的影响逐步提高到一种绝对重要的地位。信息量、信息传播的速度、信息处理的速度以及应用信息的程度等都以几何级数的方式在增长, 人类进入了信息时代。信息化是当今时代发展的大趋势。在信息社会里, 信息将成为继农业社会的土地、工业社会的资本之后, 人类社会最为重要的资源。随着信息产业的迅猛发展, 社会信息化进程不断加快, 信息消费自然也成为居民消费的一个新的重要领域[2]。
对于信息消费的统计自然成为统计要反映的新内容。要对信息消费进行统计, 首先要明确信息消费的概念。不同学者对于信息消费的概念从不同角度进行了定义。一般认为, 信息消费是为满足生产和生活需要, 以信息产品和信息服务为消费对象的消费活动。信息消费有广义和狭义两种概念。广义的信息消费就是对信息资源的利用。从消费经济学来看, 信息消费是人们通过对信息的利用来满足工作、生活等需要的行为。狭义的信息消费就是消费者在信息市场上购买信息的活动和对信息使用价值的享用。
信息消费系数是信息消费统计的一个重要内容, 这个指标是由信息化指数法发展演变而来的。1965年, 日本经济学家小松畸清介首次提出了信息化指数法, 又称信息化指数模型, 这一方法问世以后, 引起了世人的极大关注, 也备受各国的青睐。信息化指数法主要是从邮电、广播、电视、新闻等行业中选取信息量、信息装备率、通信主体水平、信息系数4个要素来体现社会的信息化程度, 4个要素具体又细分为11个变量, 将这些指标与某一基准年相比得到的就是信息化指数。这种方法既可以从时间序列角度研究发展趋势, 也可从截面上考察不同国家信息化发展的程度差别。
信息消费系数是由程岩 (1993) 建议明确界定的[1]。信息消费系数定义为居民消费支出中用于信息类商品和服务的支出占总消费支出的比重。其计算公式是:
信息消费系数=信息类商品和服务的支出/全部支出×100%。
信息消费系数展现了研究信息社会和信息化发展阶段的一个新维度[3]。信息消费系数同恩格尔系数作用类似, 恩格尔系数揭示了居民收入和食品支出之间的相关关系, 用食品支出占消费总支出的比例来说明经济发展、收入增加对生活消费的影响程度, 信息系数指标可以反映国民的信息化程度, 还可以从另一个角度来反映国民的消费水平。
因为信息消费系数与恩格尔系数有相似的计算公式, 所以也被称为“新恩格尔系数”。但两者在系数值所表达的含义上刚好相反。恩格尔系数主要表述的是食品支出占总消费支出的比例随收入变化而变化的状况。随着收入的增加, 在食物需求基本满足的情况下, 消费的重心才会开始向穿、用等其他方面转移。因此, 一个国家或家庭生活越贫困, 恩格尔系数就越大;反之, 生活越富裕, 恩格尔系数就越小。在人们的消费支出中, 用于衣、食、住的支出满足人的生理需要, 而属于信息消费的通信、教育和文化娱乐等支出则用于满足更高级层次的社会需要和精神需要。信息消费系数值越高, 说明信息消费占总消费额的比重越大, 通常相应收入及生活水平越高, 也表明社会信息消费水平越高。
在家庭消费支出中, 随着人们生活水平的提高, 消费重心向食品以外, 乃至物质消费以外的方向发展。随着恩格尔系数的下降, 与信息类有关的消费比重上升。所以, 只有当经济发展使得人的自然需要得到初步满足之后, 信息等高层次需求才会产生, 并不断扩大, 从而推动信息产业发展并使得信息类消费得到逐步快速增长。从这个意义上讲, 信息消费系数的增长可以反映信息消费水平和信息产业的发展, 进而反映整体信息化水平的提高。
信息消费系数和居民收入不完全是正相关关系。信息消费系数的影响因素有很多, 除居民收入外, 国家福利和政策、电信价格、消费者的科学文化水平、消费习惯、消费观念等诸多因素都对信息消费系数的高低有影响。从理论上来说, 信息消费系数相对是越高越好。在价格、市场竞争、福利政策等因素相同的条件下, 每个国家和地区信息消费系数的高低, 从信息消费的角度反映了其信息化发展水平的高低。
统计分析表明, 信息消费系数和恩格尔系数存在高度的负相关关系。两者都反映消费结构, 但有所不同。食品消费是低层次消费需求, 而信息消费是高层次消费, 两者之间存在着此消彼长的关系, 信息消费系数反映了信息化发展水平;恩格尔系数反映了人民的富裕程度, 进而反映了工业化水平[4]。
通过以上的对比, 可以看出这3种系数是分别从不同角度来反映居民的消费结构状况, 它们各有侧重点, 相互关联, 相互补充, 在消费结构研究中共同发挥作用。
参考文献
[1]陈燕武.消费经济学——基于经济计量学视角[M].北京:社会科学文献出版社, 2008:109-111.
[2]尹世杰.消费经济学[M].北京:高等教育出版社, 2007:198-200.
[3]杨京英, 吴钢华, 闾海琪.信息消费系数初探[J].数据, 2006 (7) :13-15.
盘点二项式系数与项的系数 篇2
一、混淆“二项式系数”与“项的系数”
2.利用二项式定理采用“赋值法”求系数之和，是研究二项展开式系数性质的重要方法，同学们要用心感情。实际上赋值法所体现的是从一般到特殊的转化思想，在高考题中屡见不鲜，特别是在二项式定理中的应用尤为明显，巧赋特殊值可减少运算量。
二、混淆“二项式系数最大项”与“系数最大项”
求二项展开式中系数最大的项时，除了采用列不等式，解不等式组的方法外，还有其他方法吗？我们来思考下面的两道例题，培养我们的创造性思维。
点评二项展开式中系数最大的项也可通过对问题的分析和推理，缩小比较的范围，使解题过程得到简化，聪明的你想到了吗？
2.本题解法“一题两制”：对于问题（1），我们运用例3的一般方法进行推导；对于问题（2），我们运用认知、枚举、比较的方法导出结论，特别地，当指数n数值较小时，（2）的解法颇为实用.
由例3、例4、例5，可归纳出求系数最大项的方法：
1.当二项式幂指数不是很大时，可由二项式定理一一展开得到，此为列举法；
2.可通过对题目的分析和推理，再通过作差或作商进行比较得到，此为夹逼法；
3.当幂指数较大时，宜采用列出不等式组的方法获得，这是通法.
同学们有没有思考过下面的问题：当所列不等式组无解时，难道二项展开式中没有系数最小（大）项吗？当然不是，有限项中，肯定有最小（大）项。其实认真想下就会明白：不等式组无解，这就意味着系数最小（大）项不在中间，也就是只可能在首尾取得。
系数比较 篇3
限于篇幅, 本文仅介绍目前常用的边坡数值分析软件:ANSYS、FLAC及SLIDE, 并利用典型算例比较了这些软件计算的安全系数。
1 边坡稳定分析软件及其基本原理
1.1 边坡稳定分析软件简介
ANSYS软件[1,2]是由世界上最大的有限元分析软件公司之一的美国ANSYS开发, 融结构、流体、电场、磁场、声场分析于一体的大型通用有限元分析软件。对于土木工程而言, 可以进行结构的静力分析、非线性分析、动力学分析、热分析及流体力学分析等。对于边坡稳定分析ANSYS软件较常采用的是有限元强度折减法。对于边坡稳定分析可以采用点安全系数等值线法和有限元强度折减法。本文计算实例采用的是有限元强度折减法。土体弹塑性模型采用Druker-Prager准则 (简称D-P准则) 。D-P准则在主应力空间的屈服面为光滑圆锥面, 在π平面上的图形为圆形, 表述极其简单且数值计算效率很高。
FLAC软件[3]是由美国Itasca ConsultingGroup, Inc开发的有限差分法程序, 可通过命令“SOLVE fos”实现强度折减算法, 并通过剪切应变率云图和 (或) 速度矢量等来表征滑面的性态。后该公司进一步在FLAC2D的基础上, 推出了FLAC/SLOPE, 该程序可视为FLAC2D程序的缩微版 (mini-version) , 专门用于边坡稳定的安全系数计算, 完全基于FLAC2D的图形界面 (Graphical Interface for Itasca Codes, GIIC) , 轻松创建土质或岩质边坡模型并进行安全系数计算。
SLIDE是加拿大RocScience公司开发的产品, 该软件使用垂直条块极限平衡分析方法来分析滑动面的稳定性, 可分析单条滑面, 也可使用自动搜索方法来搜寻给定边坡的临界滑动面。此外该软件集成了Bishop、Spencer和其他一些方法。在岩土工程和采矿领域, 该软件使岩土工程师可以对岩质和土质的地表和地下结构进行快速、准确地分析, 提高了工程的安全性并减少设计成本。
1.2 基本原理
边坡稳定分析的数值分析方法基本上可分为两大类:一类基于极限平衡方法;另一类则基于强度折减法。
1.2.1 极限平衡方法
边坡稳定分析的极限平衡方法是土力学中的一个经典领域, 该方法以摩尔-库仑抗剪强度理论为基础, 将滑坡体划分成若干垂直条块, 建立作用在垂直条块上的力的平衡方程式, 求解安全系数。该方法采用摩尔库仑屈服准则, 安全系数的定义为沿滑动面的抗剪强度与滑动面上实际剪力的比值, 用公式表示如下:
undefined
1.2.2 强度折减法
1975年Zienkiewicz等首次在土工弹塑性有限元数值分析中提出了抗剪强度折减系数概念。但受到当时计算机发展水平的限制, 该方法并未得到广泛应用。近年来随着计算机技术的飞速发展, 该方法在实际中逐渐得到广泛应用[4,5,6,7]。其基本原理为:首先选取初始折减系数, 将岩土体强度参数进行折减, 将折减后的参数作为输入, 进行有限元计算, 若程序收敛, 则岩土体处于稳定状态, 然后再增加折减系数, 直到程序恰好不收敛, 此时的折减系数即为安全系数。该安全系数可由下面方法推得:
将式 (1) 两边同除以ω, 则有:
undefined
式中:undefined
可以看出, 有限元强度折减法在本质上与传统方法是一致的。
2 算例分析
2.1 问题描述
在边坡稳定分析中, 常常将其视为平面应变问题, 下面将以文献[8]中的典型算例来比较ANSYS、FLAC及SLIDE 3个软件计算的安全系数。该算例分别为一均质土坡, 坡高H=20m, 计算坡角为β=30°, 40°, 50°。边坡的物理力学参数:岩土体密度ρ为2500kg/m3;弹性模量E为10000MPa;泊松比μ为0.25;内聚力C为42kPa;内摩擦角φ为17°。
2.2 结果分析
不同软件计算的安全系数见表1。结果表明, 采用FLAC强度折减法、SLIDE Spencer法及Bishop法求得的安全系数非常一致, 三者的最大误差在1%左右;而采用ANSYS强度折减法计算所得安全系数偏大, 较FLAC强度折减法、SLIDE Bishop法及Spencer法平均误差分别达到了24.79%、25.04%和25.04%。主要原因在于有限元强度折减法所得的安全系数与所使用的屈服准则密切相关, 不同的屈服准则得到的安全系数亦不同, 而ANSYS软件采用的外接圆D-P准则偏差最大。此外, 以ANSYS强度折减法和SLIDE Spencer法为例, 当坡角为30°、40°和50°时, ANSYS强度折减法的误差分别达到了22.84%、24.68%和27.70%, 可以看出误差随着坡角的增大有增大的趋势。
3 结论
1) 随着电子计算机的飞速发展, 数值方法日益成为边坡稳定分析的主要方法。直接利用相关计算软件进行边坡稳定分析是可行的, 值得在边坡工程中进行推广;
2) 从计算机时来看, 相对于FLAC 和SLIDE软件, 运用ANSYS强度折减法分析时要耗费相对较多的计算机时, 且其结果往往会受到有限元网格划分密度的影响, 因此采用ANSYS软件时, 建议合理划分网格并采用高性能计算机;
3) 用FLAC 和SLIDE软件计算的安全系数较为一致, 二者精度要优越于ANSYS软件, 且由ANSYS软件所得安全系数的误差会随着坡角的增大而逐渐增大。因此, 在具体分析时应引起注意。
摘要：基于有限元强度折减理论和极限平衡理论, 分别采用3种边坡分析软件ANSYS、FLAC和SLIDE对一土质边坡进行稳定性分析。结果表明, ANSYS所得安全系数误差较大, 而FLAC和SLIDE结果相对一致, 在工程计算中具有一定的实用性和可靠性。
关键词：边坡分析软件,有限元强度折减法,极限平衡法,安全系数
参考文献
[1]ANSYS Advanced Analysis Techniques Guide.ANSYSInc.
[2]ANSYS Theory Reference.ANSYS Inc.
[3]Itasca Consulting Group Inc.FLAC2D (Fast Lagrangi-anAnalysis of Continua) Version5.0 User’s Guide[M].USA;Itasca Consulting Group Inc, 2005.
[4]赵尚毅, 郑颖人, 时卫民, 王敬林.用有限元强度折减法求边坡稳定安全系数[J].岩土工程学报, 2002, 24 (3) :343-346.
[5]蒋鑫, 邱延峻, 凌建明.强度折减法软件在评价边坡稳定性上之比较[J].地下空间与工程学报, 2008, 4 (2) :302-309.
[6]张鲁渝, 时卫民, 郑颖人.平面应变条件下土坡稳定有限元分析[J].岩土工程学报, 2002, 24 (4) :487-490.
[7]张鲁渝, 郑颖人, 赵尚毅.有限元强度折减系数法计算土坡稳定安全系数的精度研究[J].水利学报, 2003, 13 (1) :21-27.
系数比较 篇4
关键词：高速公路桥梁,汽车冲击系数,对比研究
1 概述
行驶于桥梁的各种车辆因桥面不平等原因会对桥梁具有一定的动力冲击作用, 通常该作用将超过静止时对桥梁的作用。汽车荷载是公路桥梁最主要的承受活载, 所以在桥梁设计中应注意汽车冲击作用的影响, 以免桥梁尤其是混凝土结构桥梁的工作状态处于裂缝中。一般采用汽车冲击系数方法对冲击作用进行描述, 所以, 计算汽车冲击系数及其取值范围对于桥梁使用安全具有决定性作用。对于冲击系数各国计算方法都各不相同, 汽车冲击系数的选取是公路桥梁设计中的重要内容, 以下结合不同国家桥梁汽车冲击系数的计算方法, 结合桥梁设计实际对各种方法进行了比较。
2 桥梁汽车冲击系数
汽车冲击系数是指汽车在通过桥梁时对其结构形成竖向动力效应的增大系数, 汽车荷载冲击系数的计算公式为:
上式中, Ydmax是汽车通过桥梁时的效应时间历程曲线上测得最大动力效应处的最大动效应值;Yjmax是汽车通过桥梁时的效应时间历程曲线上测得最大静力效应处的最大静效应值。
效应值可描述为最大挠度处的竖向位移变化, 这被称为位移冲击系数。也能利用对截面应变的控制计算, 这被称为应变冲击系数。它们都是因汽车动力冲击作用, 使桥梁形成动态增量的描述方式。
自1924年以来, 瑞士对一直较深入地开展移动荷载冲击系数相关实验研究工作, 由实测数据可知, 本质上车辆振动是一种强迫共振现象, 将冲击系数定义为桥梁固有频率函数, 采用目前根据跨度递减冲击系数公式进行替代是更科学合理的。加拿大安大略省规范于1979年认同此观点, 并建立相关规定。我国公路桥涵设计通用规范中也沿用了该计算方法。
3 各国桥梁规范中计算汽车冲击系数的方法
3.1 中国。
1985年颁布的《公路桥梁设计通用规范》中规定, 钢筋混凝土桥梁计算方法为:
跨径在5-45m之间的应用内插法进行计算。
2004年颁布的《公路桥涵设计通用规范》中规定, 冲击系数μ根据下列公式进行计算:
上式中, f为基频。
3.2 美国。
1996年标准公路桥梁设计规范中规定, 冲击系数与跨径具有函数关系。
1998年桥梁设计规范中修正了设计荷载, 主要含卡车荷载与车道荷载两部分, 但车道荷载不需考虑冲击系数, 卡车荷载冲击系数为:
桥面接缝的极限状态, IM=0.75;构件疲劳及断裂状态, IM=0.15;其它极限状态IM=0.33。
3.3 英国。
路桥荷载设计规范中已包括25%的冲击效应。
3.4 德国
3.5 法国
4 比较各国冲击系数
4.1 各国冲击系数曲线比较。
根据上述各个国家的冲击系数与跨径关系绘制函数曲线可知, 不同国家汽车冲击系数具有较大的差异, 我国1985年公路桥梁设计通用规范中的桥梁动力冲击系数比其它国家低。
4.2 汽车冲击系数在具体桥梁中的比较。
如国道主干线的赣江西支特大桥, 该桥梁为南昌绕城公路乐化至幽兰段的特大型桥梁, 桥梁总长约4.4公里, 主桥结构为预应力混凝土变截面连续箱梁, 桥跨分布为72.0m+112.0m+112.0m+72.0m, 理论基频为1.232Hz。如渝州大桥主桥结构为单塔单面预应力混凝土斜拉板连续梁, 主桥跨分布为42m+61m+61m+42m, 25m桥宽, 22.5m高主塔, 理论基频为1.798Hz。针对上述大跨径混凝土连续梁桥及斜拉板桥按照各国动力冲击系数计算方法进行计算所得的结果可知, 根据新桥规计算得到的冲击系数比我国85桥规的值偏小, 因新桥规是根据桥梁基频对冲击系数进行计算, 加拿大的冲击系数同样是根据桥梁基频计算, 与其相比, 根据我国04桥规计算的冲击系数确实比较小。
5 未来研究重点
综上分析可知, 我国目前实施的规范中对于冲击系数的计算与国外一些国家的规范及我国85年规范进行比较而言, 数值在总体上偏小。即目前国内桥梁设计中考虑车辆动力冲击作用的安全性有待进一步提高, 尤其是对于车辆超载十分严重的实际情况, 更应加强对冲击系数的重视。选取合适的桥梁动力冲击系数需要不断深入开展相关研究工作, 今后可构建适宜的车辆桥梁模型, 针对桥梁受车辆作用的动力响应进行模拟, 并得到科学合理的汽车冲击系数, 为设计公路桥梁提供可靠依据。有多方面因素会对桥梁动力响应产生影响, 主要涉及汽车行驶速度、桥面不平、选择的车辆参数、桥梁结构及车辆荷载等很多内容, 这些都需要进行深入研究, 并开展有关工程试验, 才能对不同因素影响汽车冲击系数的后果进行准确判断, 进而为桥梁设计中选择适宜的冲击系数提供重要的参考依据。
参考文献
[1]李国豪.桥梁结构稳定与振动[M].北京:中国铁道出版社, 2006.
[2]宋一凡.公路桥梁冲击系数的影响因素分析[J].西安公路交通大学学报, 2011, 8.
[3]李守诚, 杜栩, 王浩.公路桥梁车辆振动的实验研究现状[J].林业科技情报, 2011, 10.
[4]徐日昶, 路春和.林区桥梁动荷载冲击系数的试验研究[J].东北林业大学学报, 2010, 9.
[5]张建兴, 范云峡, 宋立群等.桥梁冲击系数的探讨[J].东北林业大学学报, 2012, 8.
系数比较 篇5
小波分析理论可以用来处理基因芯片数据, 小波分解后的低频近似系数和高频细节系数能够表征基因的特征信息。本文选取haar小波基函数对前列腺癌基因芯片数据进行多尺度分解降维处理, 并提取3-4层的低频近似系数和高频细节系数来逼近或表示样本。
1 材料
前列腺组织样本来自做过前列腺手术的235例患者, 是美国成人肿瘤科的专家Dinesh Singh和美国麻省理工学院基因组研究中心的Phillip.G.Febbo等人收集的[3], 选取有效的136个 (77个前列腺癌和59个非前列腺癌) 样本制作基因芯片, 每个基因芯片上取12600个高品质属性。
2 方法
2.1 小波分析特征提取方法
小波变换在时域和频域内都具有表征信号局部特征的能力。小波变换通过伸缩平移运算对信号进行多尺度细化。小波分析的过程是将原始小波信号送入滤波器, 由滤波器完成对原始基因数据的降维和特征提取, 然后进行二元下抽样, 得到低频系数和高频系数。设f (x) =A 1+D 1, A 1是一层分解的近似部分, D 1是一层分解的细节部分。在第i层上, 滤波器将第i-1层的近似系数值作为源矩阵进行进一步分解, 分解成第i层的近似系数值和细节系数值, 如此重复i次分解后得到原始信号多尺度分解的递推公式:
2.2 构建支持向量机分类器模型
本文应用支持向量机理论构建分类器模型, 分析和鉴别前列腺癌基因芯片数据两个诊断类别:癌症、非癌症。分类器分类示意图如下:
圆形和三角形代表两类样本, P代表最优超平面, 离最优超平面最近的特殊样本叫支持向量。P1、P2是经过支持向量并且平行最优超平面的直线, 两线与分类面的距离叫分离边缘。
2.3 交叉验证过程
本文用k-fold cross-validation交叉验证方法, 选取有效的136个前列腺患者组织样本制作基因芯片, 根据基因表达方式的不同分为77个前列腺癌基因芯片和59个非前列腺癌基因芯片。将136个 (77个前列腺癌和59个非前列腺癌) 样本打乱顺序, 选择k折交叉验证方法, 划分训练集和测试集。在k折交叉验证中, 按照特定的划分机制, 将其分成训练集和测试集。例如k=10, 将数据集分成十份, 轮流将其中9份作为训练数据集, 1份作为测试数据集, 对分类器进行10次训练和测试。每次试验都会得出相应的正确分类率。取10次正确分类率的平均值, 作为最终的正确分类率。
3 实验及结果分析
以下为Haar小波3-4层分解前列腺基因芯片数据的低频近似系数、高频细节系数图像:
观察图3-7, 横坐标表示特征数目, 随着分解层数的增加, Haar小波三层分解和四层分解的信号波形图与原始信号波形图相比, 发生了一定的变化, 说明信号的信息丢失随之增加。
4 讨论与结论
采用haar小波对前列腺癌基因芯片数据进行分解、降维、低频、高频系数特征提取, 送入支持向量机分类器分类, 比较分类结果, 可以看出两种特征提取方法的正确分类率相差不大, 两种分类方法都有较好的分类效果。基于两种特征提取方法, 分类器给出正确分类率的波动范围即稳定性不同, 基于低频系数特征提取, 给出的正确分类率稳定性比高频高3%左右, 可以得出, 低频系数特征提取效果好于高频系数。但是高频系数特征提取也出现过最高正确分类率93.31%, 可见, 高频系数也含有较高品质基因属性。
参考文献
[1]Y.Liu.Feature extraction for DNA microarray data in Proc[C].20th IEEE International Symposium on Computer-Based Medical Systems, 2007:371-376.
[2]V.Vapnik.The Nature of Statistical Learning Theory[M].Springer Verlag, 1995:123-128.
[3]D.Singh, P.G.Febbo, K.Ross, D.G.Jackson, J.Manola, C.Ladd, P.Tamayo, A.A.Renshaw, A.V.D'Amico, J.P.Richie, E.S.Lander, M.Loda, P.W.Kantoff, T.R.Golub, W.R.Sellers.Gene expression correlates ofclinical prostate cancer behavior[J].Cancer cell, 2002, 1 (2) :203-9.
系数比较 篇6
1996-2006年是新中国各级教育快速发展的十年。十年来, 中国的义务教育蓬勃发展, “两免一补”政策的落实和义务教育财政负担的“重心上移” (1) 进一步减轻了农村家庭子女上学的负担, 明确了各级政府承担义务教育投入的义务;高中教育得到了快速发展, 招生人数和入学规模显著扩大;高等教育在成本分担成功实践的基础上, 快速发展, 2003年正式进入“大众化”阶段。然而, 在这快速发展的十年中, 中国各级教育的区域发展呈现出“东快西慢中塌陷”的不平衡格局, 这一点尤其体现在教育经费支出方面。
一、区域教育公平的相关研究
近年来研究区域教育发展与公平的文章不少, 总的来讲分为三个层次:第一层次:宏观理论分析与研究。如, 康德山在其研究[1]中对“区域教育”的内涵、价值和模式进行了理论归纳。第二层次:不同学科领域、不同教育层次视角的实证数据分析与研究。具有代表性的研究有杜育红关于我国地区间高等教育发展差异的实证研究[2]。第三层次:微观的实地考察与理论分析相结合的课题与研究。典型性的有张茂聪、褚金光的调研报告[3], 报告以山东广饶县教育均衡发展的实践探索的经验总结为主要内容, 指出教育组团的方式和结构有助于形成区域统筹协调发展的功能布局体系。
当前, 我国的相关研究以第一层次的为主, 第二、第三层次的研究较少。这主要是由于教育公平难以绝对量化, 区域教育公平与发展的考量也是如此。然而, 教育基尼系数体系 (经费、规模、受教育程度) 能够从教育财政、人力资本存量等不同角度反映一定时间、地区间的公平与发展的相对变化, 具有可信、可行、可比较等优点, 因而成为了近年来研究教育公平的重要工具:如, 祝梅娟[4]、张长征等人[5]的研究。
教育投入是保障教育起点公平的基础, 而教育支出则是体现教育投入执行情况、实现教育起点公平的根本。目前, 有关区域教育支出相关的实证研究还比较缺乏。本研究立足我国区域各级教育支出情况, 按省际各级教育支出排序测算1996-2006年各级教育区域支出的基尼系数并进行比较研究。
二、各级教育经费区域支出的基尼系数的测算与比较
根据基尼系数的涵义, 首先对我国1996-2006年30个省市区 (1) 各级普通教育预算内事业费支出 (2) (代表政府支出) 和教育经费总支出 (3) (代表总支出) 的数据进行排序和累加, 绘制出1996-2006年中国区域教育经费支出的洛伦兹曲线进行比较;再按五分法将全国各地区1996-2006年各级教育生均事业费支出基尼系数Gv、各级教育事业费支出基尼系数Gq和教育经费支出基尼系数Gt进行增量比较。1996-2006年各级教育经费指标分别记作:普通小学教育经费支出为S, 普通小学教育事业费支出为S′;普通初中教育经费支出为M, 普通初中教育事业费支出为M′;普通高中教育经费支出为H, 普通高中教育事业费支出为H′;普通高等教育经费支出为U, 普通高等教育事业费支出为U′。
第二步, 是对1996-2004年我国区域高等教育经费投入和事业费投入的基尼系数进行计算与比较。根据定义, 基尼系数的计算公式如下:
考虑到数据的时效性、系统性和可比性, 本文数据均来自1997-2006年的《中国教育经费统计年鉴》及1996-2006年的“全国教育经费执行情况统计表”。
(一) 义务教育阶段
在我国, 义务教育涵盖小学和初中两个阶段。我国义务教育财政投入历经两次改革:第一次是1985年开始实施并实现了我国义务教育财政管理由“以乡为主”逐渐转变为“以县为主”;第二次是在考虑到县级政府财政的现实困难和各级财政的相关责任的前提下, 于2005年在全国范围内基本实现的义务教育财政“省级和中央财政为主”的负担管理机制。1996-2006年的数据反映了第二次财政负担机制改革前后的我国义务教育经费支出区域公平性的动态变化情况。
现将有关数据代入公式 (1) , 得出表1、表2所示的基尼系数:
数据来源:1997年-2007年《中国教育经费统计年鉴》和1996年-2006年的“全国教育经费执行情况统计表”, Gv为生均事业费支出基尼系数, Gq为事业费支出基尼系数, Gt为总支出基尼系数, /表示缺乏完整数据, 下同
表1清楚地显示了我国1996-2006年普通小学省际之间的支出情况的整体差异及其变化。1996年, 我国的普通小学教育事业费支出的基尼系数 (Gq) 为0.3326;同年, 省际间小学教育整体支出的基尼系数 (Gt) 略大于Gq, 为0.3470。到了2006年, Gq下降到0.3096;而Gt也下降到0.3267;此外, 小学生均事业费支出的基尼系数 (Gv) 的变化也呈现出下降态势, 由0.2960下降到0.2763。由此可见, 十年间我国普通小学省际间教育总经费支出保持了较为显著的均衡发展态势, 地区间的教育经费支出的差距在显著缩小, 这一点尤其体现在开始实施义务教育财政负担机制改革措施的2000年前后。
表2中, 初中阶段的Gv、Gq、Gt呈现出“先上升、后下降”的态势:生均事业费支出的基尼系数Gv的峰值为1999年的0.3032;而事业费支出的基尼系数Gq的峰值为2000年的0.3679, 此后有下降的趋势。初中的教育经费总支出的基尼系数 (Gt) 近几年来维持在0.36-0.37之间, 2004年以后逐渐缩小。
实证研究的结果从一个侧面反映了我国1996-2006年间, 随着我国税费改革的逐步深入, 义务教育财政的负担重心的上移, 我国地方政府的义务教育转移支付能力得到了进一步增强, 区域间的义务教育经费投入和支出的差距有逐步缩小的趋势。这将促使我国义务教育逐步走上了均衡、公平、合理的发展轨道。
(二) 高中阶段
1996-2006年, 是我国高中入学人数快速发展的阶段。10年来, 我国高中在学学生数以年增幅12.57%的速度增长, 招生数年增幅也高达11.93%, 仅次于高等教育;现阶段, 高中教育在我国还没有被纳入到义务教育阶段;由于人民对优质高中的需求持续增长以及优质高中在各区域内的集中程度和影响力的不同, 造成了我国重点地区、重点高中教育经费获取与非重点地区、非重点高中教育经费获取之间的显著差距。这种差距也体现在教育经费支出方面。
表3的数据显示:在2005年以前, 无论是生均指标 (Gv) 还是整体指标 (Gq、Gt) 、无论是总经费支出 (Gt) 还是体现政府直接投入的事业费支出 (Gq) , 高中阶段教育经费支出的省际间差距有逐步拉大的趋势。到了2005年, 差距又开始缩小。究其原因, 应当看到:作为非义务教育阶段, 高中教育发展所需要的教育经费以及获得经费后的教育支出执行与该地区的社会经济政治发展密切相关——在义务教育财政改革以前, 政府对非义务教育的高中阶段经费落后地区的转移支付和调控力度要显著小于义务教育;在2005年中央和省级财政干预义务教育经费投入之后, 国家对高中教育的学杂费标准进行了控制, 一些发达省市开始将高中列入义务教育的阶段, 这些必要的干预和关注使得区域间高中教育经费支出的公平性得到了一定程度的提升。
(三) 大学阶段
美国教育财政学家约翰斯通 (D.B.Johnstone) 认为, 高等教育的成本不应该完全由政府来承担:由于高等教育具有准公共产品收益的“外溢性”, 高等教育各受益主体应按其受益大小来分担高等教育的成本。中国在1994年前后引入约翰斯通的高等教育成本分担理论并进行了卓有成效的实践:1996年, 国家财政拨款占到中国高等教育投入的78.56%, 以下依次为学费15.06%, 其他经费4.92%, 捐集资1.07%, 社会团体个人投资0.39%;2004年, 这一结构发生了很大的变化:国家财政拨款所占比重下降到44.73%, 学费所占比重上升到30.73%, 社会团体与个人办学经费所占比重上升到5.80%, 其他经费占到17.78% (1) 。
成本分担的实践, 极大地丰富了我国高等教育财政, 拓宽了高等教育经费来源渠道, 也深刻影响到这些经费的支出和分配。经过测算 (见表4) , 我国1996-2006年省际间高等教育事业费支出基尼系数 (Gq) 在0.3982 (2) —0.4182之间;生均事业费 (Gv) 指标也在逐年扩大, 在0.1631—0.2784之间, 这表明政府直接投入的经费支出差异更为显著;但同期, 各地区高等教育经费总投入的基尼系数 (Gt) 却相反呈现出“先上升后下降”的缩小态势, 从0.4065下滑到0.3931。
上述情况表明:我国高等教育政府拨付经费支出 (Gq) 的不公平程度要高于高等教育整体经费筹集分配 (Gv) 的不公平程度。在我国实施“211工程”、“985工程”等高等教育的非均衡发展的背景下, 正是由于“成本分担”改革的成功实践使得我国高等教育财政经费支出趋向于来源多样化——学杂费、社会团体办学经费、其他经费的相对增长保证了国家财政直接投入不足地区的高等教育经费支出的可持续性增长, 促进了省际间高等教育的相对公平、和谐发展。
(四) 省际间教育支出整体情况的比较与分析
为了整体比较1996-2006年省际间教育经费支出的基尼系数变化情况, 我们将4个教育级别的总经费支出和事业费支出的基尼系数用折线图进行比较。
在图1中, 各级教育的总经费支出的基尼系数曲线呈现出与该教育级别相称的高度:高等教育的总经费支出的区域差异最大, 高中其次, 初中又次之, 小学最小。4条曲线中, 义务教育阶段两条曲线的变化较平稳;而非义务教育的波动较明显:高中阶段总经费支出的区域差异先扩大———2004年已超过了高等教育, 随后又逐年缩小;而高等教育总经费支出的区域差异在波动后期有扩大的趋势。
图2显示:1996-2004年各级教育的政府直接投入的事业费支出基尼系数曲线的变动情况。与图1类似, 各级教育的基尼系数曲线按“小学-初中-高中-大学”的层级依次上升;但变动趋向却截然不同:义务教育阶段以及高中阶段的政府投入随着转移支付能力的增强而不断均衡化, 省际间的差距在显著缩小;而高等教育的政府经费支出的基尼系数曲线却缓中有升。
将图1和图2两相比较, 不难发现:第一, 由于支出经费主要来自政府投入, 义务教育阶段的两条曲线的发展趋势相差不大;而义务教育经费中央和省级政府投入的实现, 呈现出区域经费支出逐年缩小的良性趋势。第二, 在非义务教育阶段, 整体来看, 高中与大学的教育总经费支出曲线与事业性经费支出曲线的趋势是吻合的。高中的教育总经费支出差距缓慢缩小的背后是政府事业性经费支出差距的大幅缩小;而大学的教育总经费支出差距有缓慢扩大的趋势——体现出我国各区域高中和大学教育经费来源的多样性和支出差异程度的增大 (尤其是大学) (1) , 集中体现出各地区政府对高中和大学教育“重点发展战略”重视程度的区别。
图3是1996、2006年中国区域教育经费支出的洛伦兹曲线, 通过比较不难发现:第一, 10年后, 洛伦兹曲线的下端的两点所示比重略有上升, 这说明我国高等教育经费支出不发达地区的情况稍有改善;第二, 洛伦兹曲线的上端第4点有所下降, 扩大了整个闭合曲线的面积, 这说明我国高等教育经费支出在中等发达地区并没有得到进一步扩充, 而发达地区 (2) 的教育经费支出增长速度更快。
四、结论与政策建议
通过对1996-2006年中国省际间教育经费支出情况基尼系数的测算与比较, 我们仍然发现:整体而言, 十年来我国区域教育经费支出的差距略有扩大;分阶段而言, 由于政府投入主渠道的升级和规范, 义务教育阶段的教育经费支出差距在逐年缩小, 而非义务教育阶段的教育经费由于来源多样性和重点发展战略的影响, 区域间的经费总支出的差距在逐年扩大。针对非义务教育阶段教育经费支出差距可能导致的不公平及其他问题, 提出促进教育公平发展的若干建议如下:
第一, 应当进一步弱化高中阶段的“重点发展”策略, 地方政府应加强对地方大学的经费投入, 保障必须的生均支出额度并创设相应的融资政策环境。在我国, 重点地区的重点高中和大学不仅能够获得高额的“择校费”、“赞助费”, 而且在地方政府投入这块也享有“理所当然”的先天优势———这无疑将导致非义务阶段区域内部、外部教育发展的不公平现象出现, 既不利于教育公平的进一步向上延伸, 也不利与素质教育在高中和大学阶段的全面开展。
第二, 应当注重对地方政府教育经费投入和落实情况进行监督、审察和引导。1995年, 我国颁布的《教育法》第五十五条规定:“各级人民政府教育财政拨款的增长应当高于财政经常性收入的增长。”然而这一规定并没有得到完全的执行:1997年, 预算内教育拨款增长占财政经常性收入增长比重低于-1%的省份有5个, 2006年则增加到9个;1997年, 增长比重最低的海南为-1.87%, 而2006年的西藏为-35.12%——不仅在数量上而且在增幅上, 地方政府拨款不到位的情况已越来越严重 (1) , 并成为了教育区域发展不均衡的重要原因。
第三, 应进一步加大对安徽、江西、贵州、四川、湖北、甘肃等中西部社会经济不发达、教育经费不充足、学龄受教育人口众多、人力资本流失严重的中西部省份的转移支付力度。从生均事业费来看, 1996年中西部的晋、豫、鄂、湘、川、陕、宁、徽、赣、黔、甘排在倒数十名;2006年晋、徽、鄂、黔、陕、赣、湘、川等中西部省份仍排在最末 (3) 。应通过纵向 (中央财政) 转移支付加大对这些地区的义务教育财政转移力度;通过横向 (发达省份) 转移支付, 对非义务教育生均投入不足且人力资本流失严重的省区进行一定补偿。这些措施将有助于进一步缩小省际间教育经费支出的差距, 从而推动各级教育和谐、公平、有序地发展。
参考文献
[1]康德山.区域教育可持续发展论纲[J].教育研究, 2000 (06) .
[2]杜育红.我国地区间高等教育发展差异的实证研究[J].高等教育研究, 2000 (03) .
[3]张茂聪, 褚金光.教育组团:区域教育均衡发展的新途径[J].教育研究, 2008 (04) .
[4]祝梅娟.我国省际间教育投入公平状况的实证研究[J].经济问题探索, 2003 (02) .
[5]张长征, 郇志坚, 李怀祖.中国教育公平程度实证研究:1978-2004[J].清华大学教育研究, 2006 (04) .
[6]国家统计局.中国统计年鉴1996-2005[Z].北京:中国统计出版社, 1997-2006.
[7]教育部财务司, 国家统计局.中国教育经费统计年鉴:1997-2006[Z].北京:中国统计出版社, 1998-2007.
系数比较 篇7
在知识经济时代,推进科技创新、提高科技进步的社会经济发展的贡献率,是国家保持竞争力的核心源泉。高校作为国家知识创新体系的核心组成部分,发挥着知识创新、技术创新及知识传播的重要功能。高校科研创新能力是国家和地区发展的核心竞争力,尤其是“211工程”高校。
近年来,随着“西部大开发”和“中部崛起”等战略的确立,国家宏观调控政策不断向中西部倾斜并逐渐显现累积效应,中西部发展面临前所未有的机遇。根据创新型国家和地区建设的经验,在推进中西部地区科技进步、提升创新能力的过程中,必须重视高校,特别是“211工程”高校为代表的高水平大学在增强地区自主创新能力中的作用。《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020年)》更是明确了要启动“中西部地区高等教育振兴计划”的方针,把促进高等教育区域协调发展放在十分重要的位置上。
与社会经济发展普遍存在不均衡的情况一样,“211工程”高校科研创新能力同样存在很大差异。一般意义上,东部高水平大学集中,高层次人才聚集,科研创新能力提升迅速;中西部高水平大学分散,人才流失问题较大,科研资源增长相对较缓,科研创新水平提升则相对缓慢。“211工程”建设已经进行了三期,在新阶段伊始,我们有必要深入研究“211工程”高校科研创新能力的现状及区域分布特点,为高校合理发展定位提供参考信息。
尽管关于我国高等教育发展区域差距或科研水平地区差异的研究较为丰富[1,2,3],但专门关注到高校科研创新能力、探讨地区差异的研究很少。事实上,高校尤其是“211工程”高校,科学研究是其肩负的主要任务之一;同时,“211工程”高校和其他科研机构在科研生产活动经费来源、生产逻辑、创新动机等方面都存在着很大区别。因此,必须将相关研究拓展到“211工程”高校,测量其科研创新能力并进行地区差异比较。
本文试图在以下三方面重点展开研究:第一,考虑到自然科学学科和人文社会科学学科有截然不同的生产特征和内在逻辑,同时,以理工农医为主体的自然科学学科科研创新能力与区域创新能力具有相对更强的联系,本研究重点关注“211工程”三期中各高校自然科学学科科研创新能力。第二,计算各地区“211工程”高校自然科学学科科研创新能力指数,从时间发展趋势的维度进行分析。第三,将“211工程”高校科研创新能力和具体指标的差异进行区域内和区域间分解,比较了两种差异对总差异的贡献大小。
二、模型、指标及数据来源
(一)指标及数据来源
科学构建适合“211工程”高校自然科学学科科研创新能力测度的指标体系是研究的基础和前提。一方面,要从科研投入和产出的过程对高校进行分析;另一方面,需要从区域层面考察高校的科研创新能力,既要考虑科研机构体系的整体,又要考虑创新环境的支撑作用。结合相关文献,我们将“211工程”高校自然科学学科科研创新能力分解为创新投入能力(Input)、创新载体能力(Carrier)和创新产出能力(Output),缩写为ICO指标体系(见表1)。
1. 创新投入能力。
在科研生产过程中,投入是决定科研创新能力的物质基础,在一定程度上决定了科研生产活动的创新潜力。本研究将“211工程”高校自然科学学科科研创新投入界定为人力投入和财力投入:前者包括高层次科研创新人员和一般层次科研创新人员;后者包括R&D经费投入。
2. 创新载体能力。
创新载体是创新活动得以实现的组织机制。在“大科学”时代,学科多样化与综合性同时发生,科学门类相互交叉、渗透、综合,发展成结构复杂的大科学系统,知识生产环境发生根本性改变[4],必须重视科研活动的创新载体。本研究将“211工程”高校自然科学学科科研创新载体界定为课题载体和科研平台载体:科技课题是研发活动的主要载体形式,同时,国家重点学科在某种程度上决定了该学科的影响力和外部环境。
*由于公开数据不包含“高校自然科学学科TOP_ESI论文数”指标,我们利用文献计量学手段通过ISI数据库对历年数据进行了检索。
3. 创新产出能力。
创新产出能力包括科研出版物等体现科学发现或技术发明的成果。在高校科研生产活动中,科研创新产出是创新能力的直接体现,它既是当前创新活动的产出,也是未来创新活动的投入。对于“211工程”高校自然科学学科的科研活动,涉及市场生产环节较少,故本研究主要通过检索工具获得论文数和专利授权书指标衡量创新产出能力。
(二)高校自然科学学科科研创新能力测度的熵权改进密切值模型
密切值法的基本思想是对指标进行规范化处理并找出各评价指标的最优点和最劣点,最后计算各样本的指标接近最优点以及远离最劣点的程度,这一程度即为密切值。通过密切值模型将多指标转化成一个从总体上综合衡量样本优劣的单指标,进而可开展多指标综合评价[5]。相对其他多指标综合评价法,密切值法不需事先假设任何主观参量,避免因主观设置偏差而导致的误差。
1. 构建全局数据矩阵并规范化。
假设有m个评价样本,评价指标体系包括n个指标,评价系统初始数据矩阵为(i=1,2,…,m;j=1,2,…,n),Xij表示第i个样本第j项评价指标的数值。由于各指标的量纲、数量级以及指标正负取向均有差异,需对初始数据规范化处理。
为了方便起见,将规范化后的全局数据矩阵记为。
2. 确定样本集的最优点和最劣点。
令(0≤j≤n),则最优点集为:,最劣点集为。高校科研创新能力最优的样本点集中在离最优点集最近、离最劣点集最远的样本点。
3. 用熵权法确定各评价指标的权重。
传统密切值法采取各指标等权的处理方式,可能造成一些信息的丢失。主要评价指标的贡献未能充分体现,使评价结果误差较大。结合已有研究[5,6,7],本研究利用熵权法在传统密切值模型中引入权重。
在信息论中,信息熵是系统无序程度度量,信息是系统有序程度的度量,二者绝对值相等、符号相反。某项指标的值变异程度越大,信息量越大,信息熵越小,其权重则应越大;反之,某项指标的值变异程度越小,信息效用值越小,信息熵权越大,其权重则应越小。因此,引入信息熵作为权重,可以客观确定各指标的权重,避免主观影响。
首先,对规范化的评价指标进行归一化处理:
接下来,采用斯梯林公式,计算第j项指标的信息熵值为:
最后,用信息熵来测度第j个指标的权重为:
在公式(4)中,hj是第j向指标的信息效用价值,取决于该指标的信息熵和1的差值。
4. 计算密切值。
采用欧式距离,计算待评样本i与最优点集的距离di+,以及和最劣点集的距离di-。
令,即d+和d-分别表示m个最优点距的最小值和m个最劣点距的最大值。则第i个待评样本的密切值Ci为:
Ci的大小反映了第i个待评样本偏离最优点的程度。当di+=d+,且di-=d-时,Ci=0,这时最接近最优点,对应于本文,说明高校科研创新能力越高;反之,当Ci>0时,偏离最优点,且其值越大越偏离最优点,对应于本文,则说明高校科研创新能力越低。
三、研究结果
本文基于密切值模型,笔者对全国100所“211工程”高校(1)科研创新能力进行了测量,并重点在地区差异视野下,利用泰尔系数分解(2)等手段对地区间差异性状况进行深入分析和探讨。结合已有相关研究经验,我们对地理空间区域进行了调整,划分为5个区域:将北京、天津、河北合并为京津冀地区(共23所高校);将上海、江苏、浙江合并为沪苏浙地区(共19所高校);将除京津冀地区、苏沪浙地区以外的其他东部省份归为其他东部地区(共14所高校);中部地区(共22所高校);西部地区(共22所高校)。
(一)各地“211工程”高校自然科学学科科研创新能力整体状况
本部分利用密切值模型测算了“十一五”期间各个年度各“211工程”高校自然科学学科的科研创新能力。囿于篇幅,我们并没有呈现每所高校的科研创新能力状况,而是按照区域折算成平均值进行了分析(见图1)(3)。可见,在每一个年度,各地区所拥有“211工程”高校科研创新能力从高到低依次为沪苏浙地区、京津冀地区、中部地区、其他东部地区、西部地区。
接下来,我们按照计算得到的自然科学学科科研创新能力指数,在各个年份分别进行了排名,表2呈现了自然科学学科科研创新能力排名最靠前的10所“211工程”高校。
整体而言,排名最靠前的高校集中在苏沪浙地区、京津冀地区和中部地区,这三个地区集中了前10名“211工程”高校的80%,具体则集中在北京、上海、浙江、江苏、湖北、黑龙江和吉林7个省(市)。相比而言,其他的东部地区和西部地区,拥有具有高水平科研创新能力的“211工程”高校数量少,且科研创新水平相对不高。在其他东部地区,仅有山东大学和中山大学分别在2008年和2010年排进前10名;在西部地区,仅有四川大学在“十一五”期间均排进了前10名。如果扩大排名的范围,还有位于陕西的西安交通大学在“十一五”期间均排进了前20名。
自1995年正式启动“211工程”以来,“211工程”高校的科研投入水平、科研成果产出普遍获得巨大增长;但从简单分析结果来看,科研创新能力指数在地区之间分布的不均衡状况再一次显示出,“211工程”高校科研创新能力的确存在空间梯度。
更进一步分析,这种空间梯度似乎并没有完全遵循改革开放的“东-中-西”发展战略规律,尽管对于科研创新能力水平最靠前的10所高校有一半以上集中在北京、上海、浙江、江苏这四个东部省(直辖市);但却有40%左右的老牌高校并没有位于社会经济发达的东部沿海地区,诸如四川大学、哈尔滨工业大学、华中科技大学、武汉大学、吉林大学等科研创新能力水平排名在前10的高校,以及西安交通大学、西北工业大学在前20的高校都位于中国中西部地区。这样的结果明显带有国家高校学科布局的色彩。事实上,中西部地区自然科学学科科研创新能力较高的高校基本是建国后国家战略布局背景支持下建设起来的名校,肩负着重要的历史使命和责任,并拥有着一些较强的学科。
综上,“211工程”高校出现以上分布结果说明,科学研究活动存在非常强的路径依赖效应,要创建高水平的研究型大学,加大各类创新型投资固然很重要,但更依赖于长时间学科知识和管理经验的积累,在建设高水平大学的过程中必须重视累积效应。
(二)“211工程”高校自然科学学科科研创新能力地区差异的泰尔系数及其分解
在上一部分对“211”工程高校自然科学学科科研创新能力的整体分析中我们得到,京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区以及中部地区和西部地区的“211工程”高校自然科学学科科研创新能力状况在整体上存在差异。但是,我们对计算得到的100所“211工程”高校每一年度科研创新能力指数为因变量,以地区类型为分类变量做单因素方差分析,结果发现,尽管地区分类变量整体显著,但是地区和地区之间的两两差异并未通过显著性水平检验。为更加深入地刻画“211工程”高校自然科学学科科研创新能力在地区间的差异状况,这里将计算泰尔系数并进行地区内和地区间的组内和组间差异分解。
1.“211工程”高校自然科学学科科研创新能力指数地区内和地区间差异的泰尔系数分解。
我们对“211工程”高校在2006-2010年期间的科研创新能力指数进行了地区内和地区间的差异性分解,结果见表3。我国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力在全国空间分布上存在两个显著的特点是:第一,从全国范围来,尽管地区之间存在差异,东部地区整体高于中西部地区,特别是东部地区中的京津冀地区和沪苏浙地区,但是这种东西部之间分布的不均衡程度并不严重;第二,从地区内部来看,全国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力不平等绝大部分源于地区内部的组内差异,组内差异对总不平等的贡献在5年期间均保持了95%以上,特别是创新能力最高的沪苏浙地区,组内差异的贡献率最高达到73%。
2.“211工程”高校自然科学学科科研创新指数地区内和地区间差异的泰尔系数分解。
在对“211工程”高校自然科学学科科研创新能力整体进行差异性分解的基础上,我们进一步对构成科研创新能力指数的13项具体指标分别估算了泰尔系数,同时,也进行了地区内和地区间的组内组间差异分解。结果见表4。从差异分解结果来看,各项指标均呈现出组内差异对总不平等的贡献率占了绝大部分(95%以上),这与科研创新能力指数的差异分解结果整体保持一致。但是,对于各项指标具体的差异状况却并不一致。
首先,无论是在地区之间,还是区域内部,高层次科研创新人员投入指标的差异最大。相对而言,一般层次科研创新人员投入维度的两项指标在地区间以及地区内部的分布比较均衡;但对于其他两项科研创新投入指标,尤其是高层次科研创新人员投入维度的指标,地区内差异非常巨大,尤其是在京津冀地区和沪苏浙地区,地区内部校际差异的泰尔系数甚至高达0.85以上。这一定程度上反映“211工程”高校对于高端创新性人才的竞争是非常激烈的,尽管人才整体呈现东中西依次递减的空间区域分布,但在每类地区,高端创新型人才都是聚集于该地区少数几所高校:对京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区、中部地区以及西部地区,分别是8.7%、20%、21.4%、18.1%和13.6%的“211工程”高校拥有了该地区长江学者总数的一半以上,同时,分别是8.7%、15.7%、21.4%、13.6%和13.6%的“211工程”高校拥有了该地区国家杰出青年奖获得者人数的一半以上。
注:Theil-1、Theil-2、Theil-3、Theil-4、Theil-5分别是衡量京津冀地区、沪苏浙地区、其他东部地区、中部地区以及西部地区的地区内部差异状况的泰尔系数。
其次,相对科研投入创新和产出创新维度而言,科研创新载体能力维度的校际分布相对较为均衡。尽管如此,“当年科技课题拨入经费”这项指标在京津冀地区和西部地区内部的校际差异相对较大,泰尔系数分别高达0.71和0.59;这两类地区分别有17.3%和22.7%的高校拥有了该地区科技课题投入经费一半以上。
最后,科研创新产出能力维度在地区之间以及地区内部差异同样较大。除自然科学学科科技成果奖励指标的校际差异相对较小外,其余论文产出和专利产出的校际差异程度均较高。特别是在京津冀地区内部,SCI论文数、Ei论文数、Top_ESI论文数、专利授权数的泰尔系数分别高达0.78、0.77、0.76和0.91。
四、结论与建议
到2012年,“211工程”第三期建设进入竣工验收阶段,第四期建设工作已拉开序幕。与此同时,我国正处于经济转型、产业结构升级与转移的关键发展阶段,高校科学研究应该在其中扮演重要角色。在这样的时代背景下,测量“211工程”三期建设阶段各高校自然科学学科科研创新能力、分析其在地区内和地区间空间分布差异性状况,不仅可以从宏观上把握我国各地区研究型大学的创新能力状况,还可为“211工程”高校科学发展定位提供建设性的建议。
通过测算并分析“211工程”三期建设阶段我国“211工程”高校自然科学学科科研创新能力,我们主要有以下结论和发现:(1)高校自然科学学科科研创新能力存在区域分布不均衡,这种不均衡性源于历史、政治、经济等多种因素综合作用。(2)高校自然科学学科科研创新能力总体差距主要源于地区内部的不均衡,地区内部差异对总体差异的贡献率远远高于地区之间的差异;特别是在科研创新能力越高的地区,组内差异性越高。(3)在各项具体的高校自然科学学科科研创新指标中,高端创新性人才投入指标以及高水平出版物和专利的创新性产出指标总体差异和组内差异程度最高。这说明人才的竞争是最大的竞争,同时,高校科研创新能力差异并不是缺乏投入与产出的量,而是缺乏投入与产出的质。
相应地,我们提出的政策建议有:(1)高度重视“211工程”高校科研发展定位和长远规划。因为高校自然科学学科科研创新活动具有很强的路径依赖性,要建设高水平研究型大学、提高大学科研创新水平,不能依靠短期高强度增加投入的揠苗助长式发展;必须有长时间学科知识和科研管理经验的积累,这需要抓住学校学科科研优势、长远规划、培育竞争能力。(2)未来“211工程”建设规划不仅需要适度重视西部大开发所需的科研发展与科技创新,还需要考虑到地区内部高校之间的差异性状况,分类引导、分类规划、合理定位。“211工程”高校自然科学学科科研创新能力的差异不仅存在于区域之间,更存在于区域内部。受国家高校学科布局、学校布局等宏观调控影响,尽管“211工程”高校科研创新能力在地区之间存在较大差异,但地区内的差异却远小于地区内部的差异。事实上,即使在经济和科技水平普遍发达的东部地区也有相当数量行政区并未拥有高水平科研创新能力的“211工程”高校。众所周知,未来产业结构升级、转移都需要科技创新,其中“211工程”高校作为国家科学研究和科研创新的主要基地应该在其中发挥应有的作用,而这需要重视开发各地现有“211工程”高校的潜能。(3)中央政府、地方政府以及高校自身应尽量在人才政策上给予倾斜,创新制度,创造更适合科研创新性人才培育、成长的外部环境。特别是中西部地区应加强科研创新型人才培养与激励,并且还能吸引到合适的外部人才,为“211工程”高校科研活动长期、持续积累发展奠定基础。
参考文献
[1]薛颖慧,薛澜.试析我国高等教育的空间分布特点[J].高等教育研究,2002(07).
[2]侯龙龙,薛澜.我国高等教育资源区域分布的变化及其政策含义[J].清华大学教育研究,2008(12).
[3]刘朝凤,等.我国各地区公共科研机构创新能力测度与比较[J].管理评论,2008(02).
[4]谢彩霞,刘则渊.科研合作及其科研生产力功能[J].科学技术与辩证法,2006(01).
[5]陈玉娟,苏为华.浙江省区域科技实力动态评价[J].科技管理研究,2011(09).
[6]王靖,张金锁.综合评价中确定权重向量的几种方法比较[J].河北工业大学学报,2001(02).
