差异系数（精选五篇）
差异系数 篇1
一、恩格尔系数及其评价标准
恩格尔系数 (Engel's Coefficient) 由德国19世纪的统计学家恩格尔提出。他在长期对无产者家庭预算构成的研究中发现, 一个家庭收入越少, 家庭收入中 (或总支出中) 用来购买食物的支出所占的比例就越大, 随着家庭收入的增加, 家庭收入中 (或总支出中) 用来购买食物的支出则会下降, 这就是著名的恩格尔定律。恩格尔系数也由此得出, 即为家庭食物支出占总消费支出的比例。
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。恩格尔系数被世界各国广泛采用来衡量一个国家 (或地区) 生活水平或富裕状况的发展指标。联合国粮农组织以恩格尔系数为依据对实行市场经济的国家划分的生活阶段为: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。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。
二、用恩格尔系数分析我国城乡居民生活差异
衡量城乡居民生活质量的一个重要指标就是恩格尔系数, 我们可以从恩格尔系数的具体数值及变动情况来了解当前我国城乡居民的生活质量, 同时恩格尔系数也是衡量我国社会主义现代化建设成就和社会主义新农村标准的一个重要指标。恩格尔系数越大, 居民的生活水平越贫困;反之, 恩格尔系数就越小, 居民的生活水平越富裕。具体数值参见下表。
资料来源:中国统计年鉴 (2009年) 。
改革开放以来, 尤其是上个世纪中后期以来, 我国居民的食物消费已经发生了巨大变化。从恩格尔系数考查的角度来看, 这种变化呈现出居民食物消费额增长放慢甚至于减少, 在消费总支出中的比重快速下降的趋势特征。从图1中, 我们可以清晰地看出无论是我国农村居民的恩格尔系数, 还是我国城乡居民的恩格尔系数虽有中间微小波动, 但总体呈下降趋势。我们也看到, 我国农村居民的恩格尔系数一直大于我国城乡居民的恩格尔系数, 城镇居民恩格尔系数下降的速度比农村居民更快一些。从表1可以看出:在1980年以前我国农村居民一直处在贫困状态;从1985—1999年, 我国农村居民一直处在温饱水平;2000年以来, 我国农村居民家庭恩格尔系数在50%以下, 说明我国农村居民达到小康生活。我国城镇居民家庭早于农村居民家庭4年完成了从温饱到小康的过渡。2000年以后我国城镇居民家庭恩格尔系数基本在37%上下浮动, 说明我国城镇居民生活己经达到富裕水平。反映出农村居民生活水平低于城镇居民的现实, 即农村与城市居民生活质量差异大, 城乡居民生活水平处于两个不同的阶段。
从图2可以看出, 城乡之间恩格尔系数的差值呈现波浪式变动:从1978年的10.2%下降到1991年的3.1%, 到1994年扩大到8.9%;又下降到1996年的7.5%, 然后又上升到1999年的10.5%;下降到2003年的8.5%, 2004年扩大到9.5%;下降到2008年的5.8%。上述情况说明, 中国改革开放以来, 经济的快速增长使城乡居民的生活质量都有明显的改善, 但是城乡居民之间的恩格尔系数差距在1993—2006年之间一直在7.2%—10.5%高位盘整, 虽然近两年有所下降, 但是2008年仍达5.8%。目前, 我国农村居民的恩格尔系数才达到城镇居民1999年左右的数值, 可见我国城乡居民的生活质量差距还比较大。我国农村居民的生活质量还比较低下, 贫富分化比较严重。因此, 要解决好“三农”问题, 加快社会主义新农村建设, 缩小城乡居民的生活差距。
三、缩小城乡居民生活差距的对策
(一) 加大对农村教育的投入力度, 缩小城乡教育差距
正是长期以来城乡在人力资本投资方面的较大差异, 导致了城乡人力资源素质的较大差异, 影响了城乡经济发展的速度和水平, 形成了居民生活差距。实践证明, 受教育水平越高的人收入越高。我国政府必须加大对农村教育的支持力度, 改善农村教育设施条件, 增强师资力量, 切实减轻农民的教育负担, 降低农民接受教育的成本;同时要大力发展农村职业教育, 使农村后备劳动力资源具有较高的科技文化家质, 增加就业机会;要对农村贫困家庭实行教育补贴的政策, 以解决贫困家庭孩子无力求学的境遇。还有就是为“农村人口”在城市或经济发达地区创造平等的求学机会, 从而尽快缩小城乡差异。
(二) 调整农业结构, 发展优质农产品生产
经营性收入是农民收入的主要来源, 要因地制宜地调整农业和农村经济结构, 推进区域化、专业化、产业化发展, 集约利用土地资源, 发展农业规模经营, 提升农业现代化水平。我国目前农产品的供求矛盾来源于农产品的结构矛盾, 一方面大量的农副产品卖不出去, 另一方面居民却为买不到满意的农产品而发愁。因此, 农民必须调整粮食种植结构, 发展优质粮食生产, 大力发展有特色的种植业、养殖业, 使农产品结构多样化, 并树立健康、营养、安全的农业生产观念, 满足居民的食物消费需求。积极发展农副产品加工业, 通过农产品的深加工和细加工解决农产品销售难问题, 增加农民收入。
(三) 加强政府转移支付职能, 完善农村社会保障体系
转移支付是经济的“自动稳定器”, 通过政府对低收入者进行直接财富转移, 实现收入的再分配, 可以起到缩小贫富差距的作用, 因此, 应加大对农民的转移支付力度, 努力缩小城乡居民生活差距。为建立覆盖城乡居民的社会保障制度, 让农民享受与城里人一样的社会保障, 国家应尽快出台政策, 要采取有利措施, 规范管理, 为社会保障体系提供制度保证。加强政府转移支付职能, 加大财政支持力度, 改革原来主要涉及城市的社会保障制度, 扩大社会保障面, 逐步建立农民与市民平等一致的、覆盖全社会教育、医疗、养老保险等保障体系。加强社会保障资金管理和操作的规范性, 增强社会保障制度改革的透明度, 稳定城乡居民的支出预期。
四、结论
综上所述, 我们运用恩格尔系数对我国城乡居民生活水平进行了分析, 虽然恩格尔系数呈现总体明显下降趋势, 揭示了我国经济发展、居民收入增加的事实。然而, 我们仍然要清醒地认识到:当前我国城乡居民生活差距呈不断扩大的趋势, 而造成这种情况的原因主要是农村经济发展的滞后, 既有制度上的如国家政府资金投入的不足, 也有非制度上的比如人力资本的差异等各方面的影响。
参考文献
[1]中国统计年鉴, 2009.
[2]高敏雪, 李静萍, 许健.国民经济核算原理与中国实践[M].中国人民大学出版社, 2006.
[3]赵凌云.经济学通论[M].北京大学出版社, 2005.
[4]甘健胜, 黄泽民.城镇居民恩格尔系数降速放缓趋势及其因素分析—基于运用分形分析方法的研究[J].管理世界, 2006 (12) .
差异系数 篇2
关键词： 桥梁断面； 阻力系数； 压差阻力； 摩擦阻力； 数值模拟
中图分类号： U441+.3文献标志码： A文章编号： 10044523（2016）04074609
DOI：10.16385/j.cnki.issn.10044523.2016.04.023
引言
在大跨度桥梁结构抗风分析中，桥梁断面的静力三分力系数是一组非常重要的风特性参数，它反映了一定形状的桥梁断面受静力风荷载的大小，其是桥梁结构抖振响应、驰振稳定性以及静风荷载分析的关键参数。因而准确地测定桥梁断面的三分力系数对大跨度桥梁的抗风设计是十分必要的。
第4期韩艳，等： 典型桥梁断面阻力系数测力与测压结果差异的数值模拟研究振 动 工 程 学 报第29卷目前风洞试验测定桥梁断面的三分力系数主要通过测力与测压两种方法来实现。测力方法是采用一定比例的节段模型，并通过测力天平等仪器来获取主梁截面的三分力，进而计算出三分力系数。故测力法得到的阻力为断面的总阻力，即压差阻力和摩擦阻力之和。然而，采用测力方法无法得到主梁断面每个区域所受风压的大小，这不利于主梁断面所受气动力的精细化分析或主梁断面的优化设计。而测压方法通过在主梁断面上布置测压孔，通过获得每个局部区域的风压大小，经过积分之后就可获得整个断面所受的风荷载。但另一方面，采用测压方法只能获得空气对断面的法向压力，而不能获得空气相对于断面的摩擦阻力，故测压法得到的阻力仅为压差阻力。因此，采用测压方法虽能获得流场细节，但也容易造成一定的误差。李加武等[1]、金挺和林志兴等[2]以及殷峰[3]等在研究苏通大桥断面的雷诺数效应时，发现测压法比测力法得到的静阻力系数要小很多，前者大约只占后者的2/3。韩艳等[4]也采用测力和测压法对江顺大桥进行风洞试验，发现测压法测得的三分力系数要明显偏小。刘志文和陈政清[5]对矩形断面进行测力、测压试验，结果表明：矩形断面的摩擦阻力对三分力的贡献随风攻角变化可以忽略。研究仅初步揭示了矩形断面测力方法与测压方法随风攻角变化的差异，但矩形断面摩擦阻力对三分力的贡献随雷诺数变化未进行研究。李加武[6]对流线型断面进行了测力、测压法试验，结果表明：流线型断面的摩擦阻力对三分力系数的贡献在一定雷诺数范围内随雷诺数的增大而降低。该研究初步揭示了流线型断面测力与测压方法获得的阻力系数随雷诺数的差异，但流线型断面摩擦阻力对三分力的贡献随风攻角变化未进行研究。研究表明[6]：升力系数和力矩系数绝对值较小且波动较大，摩擦阻力对其影响复杂且没有明显规律，但摩擦阻力对总阻力的贡献显著，故本文只对断面阻力系数进行研究。
CFD数值模拟方法相对于风洞试验方法，具有可重复性、较少的人力和物力、可视的流场结构等优点。随着数值求解方法的发展和计算机硬件的进步，数值模拟方法在结构风工程中的应用越来越广泛。瞿伟廉等[7]、曹丰产等[8]、楼小峰[9]、Sarwar和Ishihara [10]等也采用数值模拟方法较准确地计算了典型断面的气动力。另外，需要指出的是，CFD数值模拟方法能较容易地得到不同断面总阻力（测力方法结果）与压差阻力（测压方法结果），故CFD数值模拟方法可较方便地得到摩擦阻力，即两种试验方法阻力系数的差异。刘志文等[5]、李加武[6]虽也将数值模拟方法得出的阻力系数与测力、测压试验结果进行对比，但研究中只对数值模拟结果的正确性进行了探讨，而未根据数值模拟的优势进一步讨论各类典型断面的测力与测压差异产生的原因。
本文以阻力系数为研究对象，采用三维数值模拟方法，针对苏通大桥主梁、薄平板及矩形三个典型断面，在逐一验证数值模拟精度的前提下，考察了三种不同断面的总阻力系数与压差阻力系数随风攻角和雷诺数的变化规律；分析了不同断面摩擦阻力贡献率随风攻角、雷诺数和湍流度的影响，探究这种差异的原因。此外，针对苏通大桥主梁断面，考察了主梁栏杆对摩擦阻力贡献率的影响。
Abstract： The Sutong Bridges cross section， flat plate and rectangular cylinder were chosen as the typical sections in this paper， and the threedimensional numerical simulations were carried out under different conditions. The accuracy of the numerical simulation method adopted in the present study is proved. Then the trends of drag coefficient and pressure drag coefficient of the three sections varying with the wind attack angles， Reynolds number and turbulence were investigated. Meanwhile， the reasons of their different variations were discussed. Furthermore， the effects of handrail on the total drag coefficient and pressure drag coefficient of the Sutong Bridges girder section were analyzed. The results show that the friction drag of flat plate accounts for the largest proportion of the total drag， the Sutong Bridges girder section comes second， while the rectangular cylinder is the smallest. For the three typical sections， the proportions of friction drag in total drag decrease with the increase of wind attack angles， the Reynolds number and turbulence have a little effects on their friction drags or pressure drags. When the handrails are considered on the Sutong Bridges cross section， the contribution of friction drag to the total drag approximately decreases to 50%. The conclusions in this paper can provide a reference for the pressure distribution method applied to the engineering practice.
差异系数 篇3
关键词：锡尔系数,广州市,创新能力,差异
城市创新能力是指在一定的城市区域背景下的创新过程中, 在充分利用现代化信息与通信技术的基础上, 不断地将知识、技术、信息等要素纳入社会生产过程中所具有的一种能力, 包括城市知识创新能力、技术创新能力、制度创新能力、服务创新能力、和产业创新能力。 在评价城市创新时, 现有文献大多数选用R&D经费和专利数作为其评价的指标。本文采用专利授权数作为指标, 利用可以反映出区域差异的锡尔系数对专利授权数进行处理, 以分析广州市总体及各区的创新能力增长及差异情况。
本文研究区域为广州市全部行政辖区, 包括:荔湾、越秀、海珠、天河、白云、黄埔、番禺、花都、南沙、萝岗共10 区以及两个县级市增城、从化。
一、研究方法
(一) 研究区域及数据来源
研究数据来源于历年广州统计年鉴、全国知识产权局系统政府门户网站广州子站的统计数据, 选取了2005 年至2014年共10 年广州市各区人口、GDP和专利授权量3 个指标。
(二) 利用锡尔系数对源数据的分析
利用锡尔系数对源数据进行处理, 可以分解成两个指标:T和L。 其中, 锡尔T是以GDP比重加权, 锡尔L是以人口比重加权。因为锡尔系数可以分解为相互独立的组间差异和组内差异, 所以在分析经济发展中各方面的相对差异时得以广泛应用, 其中得出的值越大, 代表差异的程度越大。
本文以锡尔T及L分别作为分解指标, 运用数据分析软件对广州市2005 年至2014 年各区创新能力的专利授权数指标进行分解。 锡尔T及L指标的计算公式为:
式 (1) 、式 (2) 中, T代表基于GDP比重加权的专利授权数差异程度, L代表基于人口比重加权的专利授权数差异程度, n代表广州市区的个数, gi代表第i个区的GDP, g代表全广州市的GDP, pi代表第i个区的人口, p代表全广州市的人口, yi代表第i个区专利授权数, y代表全广州市的专利授权数。
二、2005 至2014 年广州市总体创新能力发展变化分析
分别从锡尔T及L来看, 可以得出广州市总体创新能力的总体差异情况 (图1, 表1) 。
从以GDP比重加权的锡尔T的可看出: 从2005 至2007 年, T值维持稳定的水平, 并在2007 年达到最高点;2007年开始至2012 年, T值逐年递减并于2012 年跌至最低;2013、2014 年又回升至接近2005 年水平, 表明2007 至2012 年以GDP比重加权广州市总体创新能力的差异有明显的缩小, 但2012 年后差异却有所增大。
从以人口比重加权的锡尔L可看出:2005 至2009 年L值折线呈现明显的“M”态势波动但始终保持较低位置;T值最低点出现在2009 年, 此后3 年逐年上升;到2012 年L值出现大幅度升高, 表明以人口比重加权的广州市总体创新能力的差异从2012 年起越来越大。
对比以GDP比重加权的锡尔T及以人口比重加权的锡尔L可以发现, 除2005 年外各年L值均比T值高, 即2006年至2014 年人口对广州市总体创新能力差异的影响程度比GDP高。
三、广州市各区创新能力差异分析
对广州市各区2005~2014 年以GDP比重加权的锡尔t及以人口数为比重加权的锡尔l作绝对值处理, 分别利用锡尔t和l分析广州市各区创新能力增长与差异情况。
(一) 以GDP为权重的广州市各区创新能力差异情况
从全市10 年内以GDP比重加权的创新能力差异总体水平来看, 天河区、番禺区差异最大、 各年t值平均值最高, 白云区、萝岗区、越秀区、海珠区次之, 花都区、黄浦区、增城市、荔湾区、 南沙区处于全市中下水平, 从化市差异最小。
以GDP比重加权的创新能力差异10 年内变化幅度来看:
荔湾区变化幅度最大, 2006 年t值剧升为10 年之最, 2007 年剧降至较低水平, 此后各年升降幅度不大。
变化幅度次之为番禺区、 与变化幅度第五的花都区呈现先降后升的态势。 番禺区t值在2006 年急降后次年迅速回升, 并在2010 年后逐年推高。 花都区t值在2005 至2007 年逐年下降后呈波动式变化, 2012 年大幅度上升后2013、2014 年稍有下降。
变化幅度第三及第六的天河区、海珠区呈现先降后升后回落的态势。 海珠区t值2006 年大幅下降后, 2007、2008 年稍有回升, 但从2009 年开始逐年下降。 天河t值2007 年小幅度下降后, 2008 年升至10年最高位置, 此后几年t值逐年下降。
越秀区10 年内t值呈波动式上升状, 而变化幅度靠后的南沙区t值以2005至2007 年、2008 至2012 年及2013 至2014 年呈三段式阶梯状上升。
变化幅度居中的白云区t值在前3年逐年上升后回落至较低位置, 并保持至2012 年出现中等幅度上升。 增城t值在2005 至2007 年、2010 至2014 年变化幅度不大, 但于2008 年至2009 年有较大幅度的下降, 2010 年有急剧上升至高位。
萝岗区及变化幅度最小的从化、黄浦区t值10 年间变化幅度较为平稳, 均在2012 或2013 年出现最低值后回升至各年平均水平。
( 二) 以人口数为权重的广州市各区创新能力差异情况
从全市10 年内以人口比重加权的创新能力差异总体变化趋势与以GDP比重加权的创新能力差异总体水平平行。天河区差异最大、各年l值平均值最高, 萝岗区次之, 越秀区、白云区、海珠区、增城市、番禺区处于全市中等水平, 花都区、从化市、荔湾区l值10 年平均水平靠后, 黄浦区、南沙区差异最小。
以人口比重加权的创新能力差异10年内变化幅度来看:
萝岗区变化幅度最大, l值在2005 至2007 年波动后逐年稳步上升至高位。
变化幅度次之的天河区呈现先降后升后回落的态势 (与t值基本平行) , l值2007 年小幅度下降后, 2008 年升至10 年最高位置, 此后几年逐年下降。
番禺区、 花都区l值在前7 年及前8年呈波动式变化, 分别在2011、2012 年l值出现大幅度升高并同时在2013 年稍有回落。
越秀区l值在2005~2007 年逐渐上升后, 此后7 年阶梯式下降。
荔湾区、南沙区l值变化幅度分别在2006、2007 年出现急促上升并达到最高值的状态, 并与次年下降至最低值, 此后几年变化幅度不大。
海珠区l值在2006 年急降, 随后2年有所回升, 但从2009 年开始各年有较大幅度的下降。 相反, 白云区2005 年l值在2005~2007 年逐渐上升后回落, 2008 至2012 年变化幅度不大, 但l值于2012 年开始逐年回升。
增城市l值的变化幅度与t值相似, 2005 ~2008 年、2010 ~2014 年l值相对平稳, 但于2008 年有较大幅度的下降并于2009 年跌至最低位。
从化市l值变化幅度为全市最小, 10年间l值均保持平稳态势。
四、结论
通过上述数据分析, 得出如下结论:
第一, 以GDP比重加权的广州市总体创新能力差异总体呈下降态势, 即广州市GPD的增长与城市创新能力的增长较为平衡, 原因主要为广州市在经济发展的同时注重城市创新能力的提升, 对新兴产业及创意产业、高新区、 创意产业园的发展提供财政优惠并鼓励其大力发展。 以人口比重加权的广州市总体创新能力差异总体情况却与之相反, 2005 ~2012 年呈波动式变化, 从2012 年开始差异逐渐增大, 说明广州市人口变动与城市创新能力的增长不稳定且在近年两者发展状况及发展速度不一致。
第二, 广州市10 年间以GDP加权的创新能力差异加权值均小于以人口加权的值, 即广州市10 年间人口对城市创新能力发展的贡献较大, 人口数的增加对当地的创新能力的提升带来一定的影响, 对缩小各区创新能力差距有一定的作用。 广州市各区每年GDP均有较大的、稳定的增长率, 而GDP的增长却与创新能力没有形成相对的关系, 表明GDP的上涨对创新能力的提升的贡献不大。
第三, 从广州市各区分别以GDP比重加权的创新能力差异情况可以看出, 天河区、越秀区经济发展较好的区域以及番禺区、白云区、萝岗区高校及高新产业较多的区域, 其发展速度与规模相对较大, 所以与广州市其他区域相比, 这些区域GDP增长对城市创新能力的提升影响较为明显。
第四, 从广州市各区分别以人口比重加权的创新能力差异情况可以看出, 差异较大的天河区、萝岗区与差异较小的增城市、黄浦区、从化市比较, 由于各区经济发展、政策条件、发展历史等原因, 导致人口集聚效应各有不同, 随即影响各区城市创新能力的变化。
参考文献
[1]吕拉昌.中国大都市的空间创新[M].科学出版社, 2009.
[2]吕拉昌.区域整合与发展[M].科学出版社, 2003.
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[4]吕拉昌, 李勇.基于城市创新职能的中国创新城市空间体系[J].地理学报, 2010 (02) .
差异系数 篇4
在数字通信系统中,为了充分地利用信道带宽资源,通常都需要使用脉冲成形技术来减小被调制数字信号的频谱带宽并有效地抑制码间干扰。具有匹配滤波的Nyquist准则表明,在发送和接收端采用根升余弦滤波脉冲成形能够获得更好传输性能[1]。
在协作通信系统中,发送端滤波器的滚降系数对于接收机是已知的,接收方可根据此参数设计相应的接收机结构和解调算法。但是对于非协作通信系统,发送端滤波器的滚降系数对于接收方是未知的,为了能够对接收信号进行正确的处理,接收方需要先从观测数据中估计出这个参数。准确地估计发送端根升余弦滤波器的滚降系数是很困难的,因此研究滚降系数差异对MPSK数字传输系统的影响对简化滚降系数估计具有重要意义。
本文研究了接收端无处理(理想接收)情况下,收/发端根升余弦滤波器滚降系数不匹配对接收性能的影响,同时分析了滚降系数不匹配情况下收/发端滤波器阶数不同时接收性能的差异。仿真结果表明,在发送端根升余弦滤波器滚降系数未知的情况下,将接收端根升余弦滤波器的滚降系数设置为0.4~0.6对接收性能的影响最小。另外,增加接收端根升余弦滤波器的阶数并不能带来接收性能的明显改善且会增加实现复杂度。
2. 脉冲成形滤波器
在现代数字通信系统中,频带和功率一般均受限。为了有效利用频谱,节省频带资源,需要在发送端把待传输调制信号经过成形滤波器进行带限。为了减少码间串扰,带限信号的频谱形状应满足奈奎斯特第一准则[2](抽样无失真准则),滤波器的频率响应满足升余弦滚降传输特性[3]。奈奎斯特第一准则的本质是:如果信号经传输后整个波形发生了变化,只要其特定点的抽样值保持不变,那么用抽样的方法,仍然可以准确地恢复原始信号。
为了消除码间串扰,并有效利用带宽资源,根据奈奎斯特第一准则和匹配滤波器关系,收发滤波器的频率响应选为根升余弦滚降响应,此时整个系统的频率特性具有升余弦频谱特性,在抽样时刻码间干扰不存在。
3. 仿真模型
研究中采用了Simulink软件进行仿真分析,仿真模型如图1所示。
仿真模型的发送端包括随机数发生器、MPSK基带信号调制器和发送端根升余弦滤波器。调制信号经过AWGN信道加入白噪声信号。在仿真中,为获得较好的数字成形滤波特性,发送端在进行成形滤波的时进行了4倍的上采样,因此接收端的滤波器后还跟随有一个4倍的下采样器。接收端将经过根升余弦滤波器产生的符号进行硬判决后,与发送端的符号进行直接比较,计算不同信噪比情况下的接收误符号率。
仿真分析中采用了40阶和120阶的根升余弦滤波器,使用Simulink的滤波器设计模块FDATool完成设计,仿真中仅仅改变这些滤波器的滚降系数。
4. 仿真分析
4.1 仿真参数
研究了QPSK和8PSK两种调制模式,在接收端无处理时对下列两种情况下的误符号率特性进行了仿真分析:1)收/发端根升余弦滤波器滚降系数不匹配,滤波器阶数相同;2)收/发端根升余弦滤波器滚降系数不匹配,滤波器阶数不相同。
收/发端根升余弦滤波器的滚降系数取值范围从0.2到1.0,以0.1为单位步进,共取9个典型值。
在对情况1)进行分析时,收/发端根升余弦滤波器的阶数均为40阶。
在对情况2)进行分析时,收/发端根升余弦滤波器的阶数使用以下组合方式:(1)发送端40阶,接收端40阶;(2)发送端40阶,接收端120阶;(3)发送端120阶,接收端40阶;(4)发送端120阶,接收端120阶。
仿真中仅考虑了高斯白噪声信道,QPSK调制模式下的信噪比从4到10d B,8PSK调制模式下的信噪比从7到13d B,以1d B为单位步进。
4.2 仿真结果和分析
接收端无处理,收/发端根升余弦滤波器阶数均为40阶。由于篇幅有限,这里仅仅给出QPSK在信噪比为6d B和8PSK在信噪比为9d B时,接收端的误符号率特性曲线分别如图2中(a)和(b)所示。QPSK和8PSK调制在其它信噪比情况下的曲线均和图2类似。
对图2分析可以得到以下结论:
(1)收/发端根升余弦滤波器滚降系数的差异越大,对接收端误符号率的影响越大。例如图2中,发送端滤波器滚降系数为0.2而接收端滤波器滚降系数为1.0时出现一个最坏情况,收/发端滤波器滚降系数交换时出现另外一个最坏情况。
(2)在未知发送端根升余弦滤波器滚降系数的情况下,将接收端滤波器的滚降系数设置为0.4~0.6是比较合理的,对接收误符号率的影响最小。例如图2中,在相同信噪下,接收端滤波器滚降系数为0.5时,最好和最差情况下误符号率的差异约为1个误符号率数量级单位(如图2中所示,QPSK为1×10-4,8PSK为1×10-3)。如果通信系统采用了信道纠错编码,通过接收端译码纠错能够消除误符号率略微增加带来的影响,不会带来接收性能的明显下降。
在发送端根升余弦滤波器滚降系数为0.5,收/发送端根升余弦滤波器阶数为4.1小节中所述的四种组合时,QPSK和8PSK调制的接收误符号率特性分别如图3和图4所示。
由图3和图4可见,当接收端滤波器的滚降系数较大时(超过0.3),最复杂的滤波器组合(收/发端均为120阶)与最简单的滤波器组合(收/发端均为40阶)的误符号率性能几乎相同。由此可以得出如下结论:在接收端采用更高阶数(更大带外衰减)的根升余弦滤波器并不会带来接收性能的明显改善,反而增加实现复杂度。
5. 结论
本文通过大量的仿真分析了非协作通信模式下,收/发端根升余弦滤波器滚降系数不匹配以及根升余弦滤波器阶数差异对接收端误符号率的影响。仿真结果表明,收/发端根升余弦滤波器滚降系数差异越大,接收端误符号率增加越多;在未知发送端滚降系数的情况下,如果不使用滚降系数估计,则将接收端的滚降系数设置为0.4~0.6是较合理的,带来的误符号率的增加最少;在接收端采用更高阶数的根升余弦滤波器并不会带来接收性能的明显改善,反而增加实现复杂度。
本文的研究仅考虑了理想接收时的情况,由于通信传输过程中必然会引入随机延时和频偏,因此在未来的研究中会把符号定时恢复和载波恢复模块引入到接收端处理模块,分析滤波器滚降系数的不匹配对接收端符号定时恢复和载波恢复性能的影响。
摘要：研究了非协作MPSK通信系统中,在接收端理想接收情况下,收/发端根升余弦滤波器滚降系数不匹配和滤波器阶数不同对接收端误符号率性能的影响。仿真结果表明,在发送端根升余弦滤波器滚降系数未知的情况下,将接收端根升余弦滤波器的滚降系数设置为0.4～0.6对接收误符号率的影响最小。另外,增加接收端根升余弦滤波器的阶数并不能带来接收误符号率性能的明显改善,且会增加实现复杂度。
关键词：非协作通信系统,MPSK,根升余弦滤波器,误符号率
参考文献
[1]张贤达,保铮.通信信号处理[M].北京:国防工业出版社,2000.
[2]樊昌信,徐炳祥,吴成柯.通信原理(第五版)[M].北京:国防工业出版社,2005.
[3]王方.基带成形滤波器的设计.无线电通信技术[J].2000,26(5):5-7.
差异系数 篇5
改革开放以来, 在投资驱动的经济增长模式下, 我国实现了经济社会的飞速发展。投资特别是固定资产投资, 在经济增长中起着举足轻重的作用。自2004年以来, 中部、西部、东北地区固定资产投资明显加速, 超过东部地区。不仅如此, 比较而言, 中部、西部、东北三大地区无论从固定资产投资率来看, 还是从固定资产投资对经济增长的贡献率来看, 均高于东部地区, 表现出更为明显的投资驱动特征。
《中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》指出, 坚持把经济结构战略性调整作为加快转变经济发展方式的主攻方向, 构建扩大内需长效机制, 促进经济增长向依靠消费、投资、出口协调拉动转变, 促进经济增长向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变。坚持把建设资源节约型、环境友好型社会作为加快转变经济发展方式的重要着力点, 走可持续发展道路。在国家推动经济结构调整和产业升级的大背景下, 研究分析各个地区固定资产投资与经济增长关系的差异性, 分析差异性产生的原因, 有助于因地制宜, 采取不同的投资策略, 以服务于我国的区域发展战略。为此, 本文采用变系数的面板数据模型, 对2000-2011年间我国四大经济区域固定资产投资与经济增长关系的区域差异进行了实证分析, 对差异形成背后的原因进行了扼要分析, 并提出了进一步提高固定资产投资效益的建议。
二、变系数面板数据模型
面板数据或称平行数据, 是指包含若干个截面个体成员 (各公司、各省市地区等) 在一段时间内的样本数据集合, 其每一个截面成员都具有很多观测值。一般将基于面板数据的回归模型称之为面板数据模型。面板数据模型的一般形式为:
其中, yit是因变量, x1it, …, xkit是k个解释变量, N是横截面个体成员的个数, T表示每个截面成员的样本观测时期数, 参数αi表示面板数据模型的截距项, β1i, …, βki表示对应k个解释变量的系数。通常假定随机误差项uit之间相互独立, 且满足均值为零、方差同为σu2的假设。根据对截距项和解释变量系数的不同限制, 可以将面板数据模型分为混合回归模型、变截距模型和变系数模型。其中, 混合回归模型假设截距项αi和解释变量系数β1i, …, βki对于所有的截面个体成员都是相同的, 即假设在个体成员上既无个体影响, 也无结构变化。混合回归模型形式为:
变截距模型假定在截面个体成员上截距项αi不同, 解释变量系数β1i, …, βki相同, 即假设在个体成员上存在个体影响而无结构系数变化。变截距模型形式为:
变系数模型则假定在截面个体成员上截距项αi和解释变量系数β1i, …, βki都不同, 即假设在个体成员上既存在个体影响又存在结构系数变化, 其形式即为面板数据模型的一般形式。
三、变系数模型的建立、估计、检验
(一) 变系数模型的建立
我国东、中、西、东北四大经济区域发展差异明显, 在经济规模、经济速度、经济结构等方面具有各自特点, 因而本文研究固定资产投资与经济增长的区域差异适合用变系数模型进行相应分析。查询2000-2011年《中国统计年鉴》, 经计算得出四大地区固定资产投资和国内生产总值的相应数据 (表1、表2) , 建立如下变系数模型:
其中, ln GDPit表示i地区t时期地区国内生产总值的对数, ln Iit表示i地区t时期地区固定资产投资的对数。βi是解释变量的系数, 并且不同的截面个体数值不同, 在经济意义上表示i地区固定资产投资每增加一个百分比, 相应该地区国内生产总值增加的百分数。i取值为1到4, 分别代表东部十省区 (京、津、冀、沪、苏、浙、闽、鲁、粤、琼) 、中部六省区 (晋、皖、赣、豫、鄂、湘) 、西部十二省区 (内蒙古、桂、渝、川、贵、滇、藏、陕、甘、青、宁、新) 、东北三省区 (黑、吉、辽) 。由于本文研究时间跨度为2000年到2011年, 故t取值范围为1到12。
(二) 变系数模型的估计
利用EVIEWS6.0对回归方程 (4) 进行估计。首先建立一个包含4个截面成员, 2个变量序列 (ln GDP, lnI) 的Pool对象;然后打开建立的Pool对象, 在其窗口工具栏选择Estimate功能键, 在弹出的Pool对象估计对话框Dependent variable编辑框中输入”ln GDP”, 在Cross-section specific (截面特定系数) 编辑框内输入”ln I”, 在Cross-section项下拉列表框中选择”fixed”, 单击确定, 得到如图1所示的变系数模型估计结果。
从回归结果看, 方程的拟合程度较高, 达到了99.9%, t统计量也通过了显著性检验。同时, 得到了β1, β2, β3, β4的数值分别为0.82、0.62、0.70、0.56, 说明东部、中部、西部、东北四大区域, 其固定资产投资每增加1个百分比, 相应的国内生产总值分别增加0.82、0.62、0.70、0.56个百分比, 表明东部地区的投资效益最高, 西部地区次之, 中部第三, 东北三省的投资效益则是最低的。
(三) 协整检验
对回归方程的残差序列进行单位根检验, 结果如图2。
从图2所示的各种方法检验结果中, LLC统计量的概率值为0.02, 从而在5%的检验水平下拒绝“各截面回归方程的残差序列具有相同单位根过程”的原假设。对于IPS检验和ADF-Fisher检验, 均在1%的检验水平下拒绝原假设。PP-Fisher检验未能拒绝原假设。根据各种检验方法的单位根检验结果, 可以认为对变系数模型 (4) 进行估计所得到的各截面残差序列不具有单位根, 即这些残差序列是平稳的, 从而表明面板数据“ln GDP?”和“ln I?”之间存在协整关系, 即四大区域的固定资产投资与经济增长存在长期均衡的稳定关系。
四、结论
本文运用变系数模型对我国固定资产投资与经济增长的区域差异进行分析。研究表明, 我国这四大经济区域固定资产投资与经济增长都存在长期均衡关系, 并且东部、西部、中部、东北四个地区固定资产投资的效益依次递减。
究其原因:东部地区处于工业化中高级阶段, 制造业发达, 产业结构相对先进, 技术水平高, 因而固定资产投资对经济增长的拉动作用较大;另一方面, 基础设施相对完善, 城市基础设施投资对经济增长的拉动作用已经凸显。中西部地区一方面处于工业化中级阶段, 基础设施相对东部地区仍然落后, 正是城市化加速基础设施建设的时期, 由于城市固定资产投资对经济增长的拉动作用较为缓慢, 导致固定资产投资对中西部经济增长的拉动作用短期内还没有充分显现;另外, 西部地区承接东部大量的高能耗等相对落后的产业, 这些产业的特点是前期投入大, 投资效益并不明显, 从而也造成了中西部固定资产投资效益低下。东北三省区尽管在新中国初期为我国的工业化建设做出了重要贡献, 但其调整产业结构的任务仍然艰巨, 表现为产业结构失衡问题突出, 第二产业比重过高, 产业结构重化工化严重, 技术设备升级改造缓慢, 产能过剩严重, 导致固定资产投资效益在四大区域中最低。
为配合国家经济结构调整和产业转型的大战略, 东部地区应积极推进产业结构的升级, 发展高端装备制造业, 提高产业附加值, 大力培育战略性新兴产业, 打造新的经济增长点, 以进一步提高固定资产投资的效益。中西部地区一方面要在西部大开发和中部崛起战略的实施下, 进一步完善基础设施建设, 为经济发展奠定良好的硬环境;另一方面, 在承接东部落后产业的同时要注意提高环境准入门槛, 提高产业集中度, 引导经济增长由粗放式向集约式转变, 切实提高固定资产投资的效益和质量。东北地区则要进一步加大力度改造升级传统工业, 有效延伸产业链, 升级转换传统技术设备, 发展战略性装备制造业, 同时有效规避重复性建设, 改变固定资产投资长期效益不高的状况。
从根源上来讲, 我国当前固定资产投资效益低下的根本原因, 还在于经济增长方式未能实现从粗放型向集约型的真正转变, 未能实现由投资驱动型向消费驱动型转变。因此, 切实转变经济增长方式, 努力扩大消费在国民经济增长中的作用, 尽快实现由投资驱动型向消费驱动型增长模式的转变就显得尤为迫切。这才是提高固定资产投资效益的根本途径。在全球金融危机深入推进、外需疲软的大背景下, 维持内需可持续增长的基础在于通过投资转型, 推动居民收入增长, 配合收入分配改革, 拉动消费增长, 形成投资和消费的良性循环。为此, 必须转变经济增长模式, 从资源投入支撑的增长, 转变为技术进步和效率提高支撑的增长, 逐步推进投资结构和投资领域的拓宽和转型, 即从传统低效率的、依赖出口市场的生产领域转向创新高效、适应国内家庭消费需求的产业部门, 在投资结构优化和效率提高的支持下, 产业结构将逐步升级, 就业增加, 进一步导致收入增加, 从而为消费的持续增长打下坚实基础。
参考文献
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