运行效率分析（精选十篇）
运行效率分析 篇1
自改革开放以来, 我国的经济处于持续上升的阶段, 其中农村地区表现尤为突出。电力消耗的逐渐增多, 使农村电力处于一种供不应求的状态, 远远满足不了当前农村经济发展的需要。而且在大多数农村的供电线路中, 由于电线长期暴露在外, 电线绝缘层老化严重, 导致线路电压低, 线路损耗大, 一些大的线损高达本地线路损耗40%。再者, 还存在着农村施工人员的铺设技术方面欠缺以及标准不够完善等问题。针对这样的情况, 农村电网改造迫在眉睫。
此外, 我国大部分农村地区存在电价高的现象, 部分原因归咎于农村电网的管理体制不完善, 供电的可靠性差。这些因素极大地限制了农村经济的可持续发展。为此, 为了减轻农民的负担, 提高生活质量, 农网改造一呼百应。
1 农村电网运行效率评价现状
农村电网运行分析所涉及的范围广, 专业理论性强, 需要大量的数据进行对比分析来完成体系评价。农村电网在运行效率这方面的工作上缺乏公认的评价方法和实践数据分析。
长期以来, 农村耗电量增多, 供给短缺。电力企业一味地把注意力集中在如何提高供电量以及供电安全上, 却忽略了运行效率分析体系的重要性, 缺乏相应的实践分析数据, 所以至今还未总结出一种衡量方法和基本准则。同样, 在现行的经济体制中缺少关于电网运行效率评价的统计支持, 这方面始终是一个空缺。再加上各电力部门的工作分工不明确, 协作关系不紧密, 导致没有可共享的数据库作为支持。在指标体系上, 一方面设计中的分类不够细致, 难以体现现实情况。另一方面, 经济指标缺乏明显, 受历史传统的影响, 旨在为国民经济提供分析, 却没反映农村电网多角度、多方面的情况。因此, 建立一套全面完整的评价指标体系是必不可少的。
2 运行效率评价体系指标设置
农村电网是国有大型企业的重要分支, 国家为其投入了巨额资金。同时, 农网的运行状态与农村的经济状况和广大农民的生活水平有着直接的作用, 两者相互影响。因此, 准确、科学、合理、客观地评价电网运行效率, 可以有效地促进资源的合理配置, 完善电网体制改革, 稳步提高供电的质量, 从根本上保障人民群众生活水平, 满足国民经济的发展。农村电网运行效率评价体系的建立, 不但真实地反映农村电网管理中所存在的关键问题, 还为农电企业的管理模式的改变提供了最有利的理论依据, 为国家监管部门创造了新的监管手段。
农村电网运行效率指标评估并不是独立的, 而是一项全面工作内容。只因在基础上缺乏一定的数据, 在此参照了各电网公司的相关规定, 建立和完善农村电网普遍评价体系的运行效率, 必须符合以下基本原则。
2.1 目的性原则
农村电网运行效率评价体系目的性非常明确, 以提高电网的运行效率和质量水平, 促使社会经济的发展, 提升农民的生活水平为出发点。通过一系列的跟踪监测手段, 其评价结果一方面用于电网企业的绩效考核, 另一方面为改进管理方法提供了可靠的依据。
2.2 综合性原则
在评价农村电网的运行效率中, 根据现实生活中各方面的不同需求, 要全方面的考虑问题。不能以偏概全, 把握好个体和整体、短期和长期、主观和客观、静态和动态之间的关系, 综合评价社会所带来的效益。
2.3 可操作原则
各个评论指标应该坚持科学发展观, 客观反映农电企业的现实状况。制定出符合企业自身发展的, 层次分明, 重点突出的评价体系。电网运行效率指标涉及各类专业, 理论性强, 但是指标数据可以间接地从现有的统计数据里获得, 不需大费周章的作出调整, 也不需另增加投入进行运转。只要通过仔细地学习和研究《我国电网运行效率分析》等文件, 就能统计出分析数据, 构建评价指标。
2.4 科学性原则
科学的指标体系应是一个完整的评价体系, 主客观指标相辅相成, 各指标相互联系。以简洁易懂的指标正确反映农村电网运行的突出特点, 体现其效率性。
3 结语
总之, 随着农村经济的不断发展, 农业生产和生活也越来越高消耗, 对农村电网也提出了更高的要求。而农村电网运行效率评价体系的建立是为了更好地督促电网的发展, 关系到农村经济的可持续发展, 这更需要社会各界的广泛关注和电力部门的不断探索。
摘要：农村电网是促进农村经济发展的重要保障。随着新农村建设的进一步加快, 各行各业都脱离不了电力的支持。与此同时, 电力产业的作用日益扩大, 促使电网的运行效率不断的优化以跟上农村发展的脚步。对其进行综合评价可以有效地发现电网运行中所存在的问题及其影响因素, 并采取可行的措施及时解决相关问题。本文主要介绍了现行农村电网运行状况以及运行效率评价体系。
关键词：农村,电网,运行效率,评价体系
参考文献
[1]吴茂俊, 张伟, 杨秀芬.农村电网改造的经济效益分析[J].武汉电力职业技术学院学报, 2010 (02) .
[2]牛东晓, 魏亚楠, 邢棉.电网运行安全性评价体系分析及应用[J].华东电力, 2010 (02) .
资产运行效率分析报告模版 篇2
一、企业基本情况
包括企业近三年战略规划(重点是指标计划)企业注册资本、股权结构等。
二、资产运行效率分析
(1)资产总量和结构分析 : 对 2010 年底.2011 年 1-6 预计到2011年底的资产总量和资产结构进行分析，包括总资产、流动性资产非流动性资产；总负债、银行贷款其他负债；集团与子公司资产关系重点分析影响资产构成和资产变动的主要因素。如；流动性资产占比，存货占流动性资产的比例存货周转率存货的消化路径等。(详见附表一)
(2)资产质量和效益分析：按经营性、准经营性、非经营性资产分类，对每项资产进行效益分析，包括投入产出分析、资金平衡分析 · 运行成本费用分析等。(详见附表二)
三、企业对标分析
1、对企业2010年底、2011年6月底预计到2011年底的资产状况进行财务指标分析并指出影响指标变动的因素及变动趋势。(详见附表三
2、行业对标分析
根据各企业主营业务种类，分别与同行业同规模优秀企业2010年、2011年6月底的经济运行情况进行行业对标对企业经济指标与行业优秀值和平均值的差异比对分析(详见附表四)
四、存在问题及相应措施
运行效率分析 篇3
关键词：政策性农业保险；共保体；运行效率
基金项目：本文系杭州市哲学社会科学规划课题“杭州市政策性农业保险的运行机理与效率提升机制研究”的研究成果，课题编号C11YJ28。
中图分类号： F842.6 文献标识码： A DOI编号： 10.14025/j.cnki.jlny.2014.20.0014
浙江省政策性农业保险启动于2006年，经过多年的发展，取得了令人瞩目的成就，其开创的共保体模式探索出了一条具有浙江特色，在沿海高风险地区发展政策性农业保险的新思路，成为国内具有代表性的试点模式之一。杭州市余杭、临安2007年被列为全省共保体试点新增22 个地区之一，2008年在试点基础上，政策性农业保险在其他有农业生产的西湖、滨江、萧山、富阳、桐庐、建德、淳安7个县（市、区）全面推开。实践证明，政策性农业保险很好地发挥了保障农产品供给、补偿农民损失、迅速恢复生产的重要作用，受到农民的普遍欢迎。
1 杭州市政策性农业保险的运行模式
杭州市政策性农业保险是典型的共保体模式，即由人保财险等10家商业性保险公司共同组建政策性农业保险的共保体，其中人保财险由于出资比例最大，负责政策性农业保险的日常业务经营。共保体中的各保险公司实行财务独立、盈利共享、风险共担。省里制定统一的政策性农业保险产品目录，各级政府对纳入产品目录的农产品进行保险费补贴。具体来说，杭州市政策性农业保险共保体的经营模式主要包括以下八个方面：
一是纳入保险目录的农产品分必保和选保两大类，其中能繁母猪、奶牛、油菜、水稻为必保农产品，各地区可以根据本地农业产业发展特色、产业规划和实际风险状况，选择不超过6种选保农产品；二是共保体保险保障的对象以农业企业、种养大户和农民合作社为主，其中符合条件的所有农户都可以参保能繁母猪、奶牛、油菜的保险；三是共保体保险以保障投保主体的物化成本为主，保险金额一般是承包农产品物化成本的50%，保险责任以暴雨、洪水等主要自然灾害为主；四是各级政府均对参加共保体保险的农户进行保险费补贴，其中能繁母猪保险费补贴最高，达到80%，水稻保险费补贴75%，蔬菜等经济作物的保险费补贴45%；五是共保体保险实行有限额的赔付责任，其中保险赔付在当年保险费2倍以内的，由共保体中各保险公司承担全部的赔付责任。如果超过当年保险费2倍，超过部分由政府与共保体各保险公司按比例分担；六是理赔支付分两次进行，发生灾害损失时，首先由共保体中的保险公司先向受损农户支付核定赔款的50%，剩余部分在保险年度末统计完全年总赔款后，按照前述赔付责任承担比例再对受损农户支付余款；七是对共保体中的各保险公司实行以险养险的经营支持，鼓励共保体中的各保险公司承保县及县以下财政拨款机关事业单位的车辆险和综合财产险等业务以及开展农村建房险等其他涉农险种的开发与承办，以弥补共保体中各保险公司在经营农业保险时出现的亏损；八是建立巨灾风险准备金制度。伴随农业巨灾风险的是承保保险公司的巨额损失，这也是杭州市政策性农业保险共保体经营模式的最大后顾之忧。为了提高巨灾风险的承受能力，2011年浙江省在全国率先建立了政策性农业保险巨灾风险准备金制度，按当年保险费25%提取巨灾风险保险准备金，逐年积累、专款专用。
2 杭州市政策性农业保险的运行效率分析
在杭州市政策性农业保险的这种模式中，政府所起的作用非常显著，在灾后恢复生产、农户损失补偿方面正在发挥着越来越大作用。但不可否认的是，杭州市政策性农业保险共保体模式在运行过程中，也存在着一些局限性及与发达国家政策性农业保险共性的问题。
2.1 农业自然灾害的系统风险和农业保险的道德风险问题还没有有效解决
浙江地处我国东部沿海地区，农业自然灾害高风险和低风险地区分布较为广泛，在遇到重大灾害的时候，政府和共保体按照比例进行风险分担，但是风险分区、保险费率和区域风险系数差别并不大，在采取农户自愿参保的情况下，必然导致高风险地区参加积极性增加，低风险地区参保积极性下降，进而出现一些地区超赔，而一些地区参保率不足，风险不能在系统内通过大数法则有效分散，不利于其自身基金积累和抗风险能力的提高。
2.2 对种养大户等新型生产经营主体的吸引力较大，对普通小农户的覆盖面不足
杭州市政策性农业保险的共保体模式重点面向种养大户、农民合作社和农业龙头企业等承保，对普通小农户则以自愿参保为主，而普通小农户由于耕地少、农业收入在家庭收入中比例下降，对农业保险的购买意愿非常低，但是遭受自然灾害损失时，又是自身难以抵御的，这个矛盾目前还很难解决。虽然地方政府对农户进行财政项目扶持时要求其必须参加共保体的政策性农业保险，但是这并不能从根本上改变普通小农户在购买农业保险时自身的成本效益核算。根据相关的调查分析，农户经营规模越大，就越倾向于购买农业保险。从实证分析结果来看，农户水稻种植面积每增加1%，保险支付意愿会增加0.581%。
2.3 农业自然灾害风险再分担机制还不够完善
浙江作为经常遭受自然灾害的省份，发生巨灾的可能性比较大，全省每年因自然灾害造成的农业直接损失平均在40亿元左右，遇到大灾之年农业直接损失则在100亿元以上，共保体承担的风险也相应随之增加。为避免特大自然灾害对农业和农民的影响，成熟的农业保险市场，普遍有再保险机制的支持，而在这方面，浙江省共保体模式的试点中尚未有新的突破。虽然浙江省政府已经建立了巨灾风险准备金制度，但是运行时间尚短，资金积累还不够充分，对巨灾风险的抵御能力有限。此外，浙江省政府虽然财力相对充裕，政府目前和今后一个时期内有能力为共保体经营政策性农业保险进行财政兜底，但是考虑到美国等发达国家的经验教训，这并不是一个健康的可持续的长效机制。杭州市政策性农业保险共保体经营模式的最终发展走向，依然需要在理论上和实践中加以高度关注。
3 提升杭州市政策性农业保险的对策建议
3.1 推进适度规模经营，提高新型农业经营主体对保险的需求
国内外农业保险的实践证明，种植规模是影响农民对农业保险支付意愿非常显著的因素，规模越大的种植大户对保险的支付意愿越强烈，甚至可以自己承担全部保费以期得到保险的风险保障。目前，随着农村劳动力持续向非农产业和城镇转移就业，农村土地流转加快，农业规模经营呈明显增加趋势，种植大户、家庭农场、农民合作社等新型农业经营主体不断涌现，他们对政策性农业保险的需求是迫切的。但是，我们必须认识到，农业规模经营和新型农业经营主体的成长是一个历史的进程，必须从实际国情和现代农业发展规律出发，必须与城镇化进程、农业人口转移程度、农业技术进步、生产力水平和农业社会化服务水平相适应，不可拔苗助长，必须坚持在适度规模的尺度下培育新型农业经营主体。
3.2 建立巨灾风险分散转移机制，确保政策性农业保险大灾赔付能力
农业自然灾害风险是典型的巨灾风险，在时间和空间上不易分散，一旦遭遇巨灾损失，会吞噬掉共保体中各保险公司多年积累的准备金甚至资本金，因此迫切需要在政府支持下建立多层次的农业自然灾害巨灾风险分散转移机制，形成农业自然灾害巨灾风险损失多方承担、共同化解的风险保障体系。具体来说，可从以下几方面着手：一是建立政策性农业保险再保险制度。再保险是分散保险风险的一种有效手段，应该逐步建立完善的政策性农业保险再保险机制，为政策性农业保险经营主体提供充分的再保险保障。可以考虑建立专业的政策性农业保险再保险公司，为承保政策性农业保险的各保险公司提供价格合理的再保险保障，分担其承保的农业自然灾害巨灾风险，促进政策性农业保险的健康发展。二是建立政策性农业保险巨灾风险准备金制度。应建立区域性的政策性农业保险巨灾风险准备金制度，对遭受农业自然灾害巨灾损失的政策性农业保险和再保险公司提供一定程度的补偿，增强其抵御农业自然灾害巨灾风险的能力。
3.3 建立多层次农民收入支持体系，提高农民保险支付能力
政策性农业保险的发展，离不开广大农民的积极参与，这种参与不仅仅需要农民的风险转移分担意识和合作意识，更需要的是农民有足够的经济支付能力。再好的机制设计，最终都要落实到农民是否有能力去为保险付费。要效仿发达国家经验，建立农民收入支持体系。为避免与WTO规则的冲突，美国、欧盟等发达国家在逐步削减农产品价格补贴的同时，逐步建立了符合绿箱政策的农民收入支持体系。但是我国由于受到财政实力和其他因素的制约，一直都没有在农民收入支持措施上做出太大的投入。各地可根据不同的地区、不同的作物、不同的险种、不同的保障水平等，建立多层次的农民收入支持体系，实施不同的支持力度，以引导农民更多的走向市场，增强经营能力，承担更多的自然风险和市场风险，同时也可以据此进行农业结构调整导向。
中国社区卫生服务运行效率分析 篇4
较多文献使用DEA方法分析卫生经济领域的效率问题,Grosskoph和Valdmanis[1],Ferrier和Valdmanis[2],余春华[3],陆文娟等[4]均利用DEA方法对微观层面的卫生医疗机构的技术效率进行了评价;Retzlaff-Roberts等[5],张宁等[6],刘海英等[7]则从宏观层面的国家或地区运用DEA方法对卫生资源利用的效率进行测度。张纯洪等[8],邱晓丹等[9]使用Malmquist指数测算方法对我国城乡或某地区卫生资源全要素生产率进行了测度和分解,但是并没有关注区域分析和分解研究,特别是对社区卫生服务系统的全要素生产率分析,而这正是本研究重点关注的问题。
1中国社区卫生服务效率测度
1.1投入产出变量的选取
基于数据的可得性,本文选取2007~2009年中国29个省市区社区卫生服务中心(站)的投入产出数据(宁夏、西藏地区数据存在缺失),所有原始数据来自于历年的《中国卫生统计年鉴》。具体选取的投入与产出变量如表1所示。
1.2中国各省市社区卫生服务系统效率测度及区域分析
1.2.1中国各省市社区卫生服务系统效率测度及分析
利用DEA方法可以测算出29个省市区2007~2009年的社区卫生服务系统的效率,具体计算结果见表2。总体来说,从我国各地区社区卫生服务系统的效率排名看,前10位主要为东部地区省份;相反效率排名位于后10位的省份中,中西部地区省份则占绝大多数。我国东中西部之间的社区卫生服务系统效率存在较为明显的差异。
1.2.2中国区域社区卫生服务系统效率分析
基于表2的结果可以发现,2007~2009年间我国东中西部的社区卫生服务系统效率均值一致表现出“东部>西部>中部”的基本态势,具体参见表3。经统计检验,东部与中部之间存在显著的差异,除2008年外西部与中部之间的差异也是显著的。但东部与西部之间的差异并不显著。2009年东中西部效率均值的差距与2007年相比均呈扩大之势。
*表示在0.10的水平上显著,**表示在0.05水平上显著,***表示在0.01水平上显著
2中国社区卫生服务系统全要素生产率分解
2.1中国各省市社区卫生服务系统全要素生产率分解
利用Malmquist指数测算,可以得出中国各省市区社区卫生服务系统的TFP变化率及其分解情况,如表4所示,2007~2009年,河北、江苏、浙江、江西、湖北、广东、四川七省的社区卫生服务系统全要素生产率呈现正向增长,而其提升主要源于技术进步,技术效率的贡献次之。在2007~2009年间负增长速度超过30%的地区有山西、吉林、广西、海南、重庆、陕西、新疆,导致这些地区社区卫生服务系统全要素生产率的下滑主要源于技术进步方面。此外,从各地区均值来看,社区卫生服务系统全要素生产率也出现下降,并且下降的主要原因来自于技术进步不足。通过上述分析,可以发现技术效率只能在有限的范围内影响社区卫生服务系统的全要素生产率,技术进步才是决定社区卫生服务系统全要素生产率的关键因素。
2.2中国分区域社区卫生服务系统全要素生产率情况分析
表5给出了分区域的社区卫生服务系统的Malmquist生产率变动以及各子项的均值情况。从表中可以看出,东中西部的社区卫生服务系统的全要素生产率变动的均值都呈现出负增长趋势,其中,西部地区平均负增长速度最快,年均达到-17.75%;中部地区次之,负增长达到年均-14.42%;而东部地区负增长速度最小,为年均-9.62%。这种情况说明,造成西部地区社区卫生服务系统的全要素生产率下降的原因是双方面的,既有技术效率变动方面的原因,也有技术进步方面的原因,但比较而言,技术水平的落后是造成这一问题的主因。我国西部地区医疗卫生资源基础仍较为薄弱,需要继续投入大量的人力、物力、财力加快发展,以解决医疗设施更新换代不足、医务人员基本素质有待提升、诊疗技术较为落后等问题。中部地区和东部地区全要素生产率的负增长情况虽好于西部,但其发展模式仍然不健康,需要技术效率和技术进步两方面的共同提升,即一方面要提高医务人员的技术水平、加快诊疗设备的更新换代,另一方面也要减少对医疗资源投入的浪费,提高医疗生产活动的效率,用更少的投入取得更多的产出。
3研究结论
通过本文研究发现,我国区域之间的社区卫生服务系统效率存在着较为明显的差异。进一步的统计检验显示,东部地区的社区卫生服务系统效率显著高于中部地区,并且除2008年以外西部地区的社区卫生服务系统效率也显著高于中部地区。因此,对于中部地区,应综合采取加快社区卫生服务的市场化进程,加大政府政策倾斜与财政补贴力度等措施,着力缩小与东部和西部地区之间的效率差距。
通过对中国各省、直辖市、自治区社区卫生服务系统的全要素生产率进一步分析,发现对我国而言,技术效率只能在有限的范围内影响社区卫生服务系统的全要素生产率,技术进步才是决定社区卫生服务系统全要素生产率的关键因素。通过对分区域的社区卫生服务系统的Malmquist生产率进行分解,发现东中西部的社区卫生服务系统的全要素生产率均呈现出负增长,尤以西部地区最为严重。对西部地区,当务之急需要迅速提高技术水平,加大投入,努力吸引高水平人才,改变医疗设备落后、人员技术水平不强的现实;中东部地区则要协调技术效率与技术进步的发展,既要引进先进的医疗设备、培训医务人员,同时更要优化资源配置,提高医疗生产活动的效率,减少医疗资源投入的浪费,以实现区域协调发展。
参考文献
[1]Grosskoph,S.and V.Valdmanis.Measuring Performance:A Non-Parametric Approach.Journal of Health Economics,1987,(6):89-107.
[2]Ferrier,G.D.and V.Valdmanis.Rural Hospital Performance and ItsCorrelates.Journal of Productivity Analysis,1996,7(1):63-80.
[3]余春华.DEA方法应用于医院效率评价的研究进展[J].医学与社会,2005,18(10):59-61.
[4]陆文娟,杨巧,冯占春.武汉市公立医院运行相对效率的DEA评价[J].医学与社会,2012,25(2):70-72.
[5]Retzlaff-Roberts,D.,C.F.Chang,R.M.Rubin.Technical efficiencyin the use of health care resources:a comparison of OECD countries[J].Health Policy,2004,69(1):55-72.
[6]张宁,胡鞍钢,郑京海.应用DEA方法评测中国各地区健康生产效率[J].经济研究,2006,7:92-105.
[7]刘海英,张纯洪.我国省际卫生经济投入产出的动态效率测度研究[J].中国卫生经济,2009,82(10):5-8.
[8]张纯洪,刘海英.我国城乡卫生经济全要素生产率的测度、分解及对比[J].中国卫生经济,2012,31(7):5-8.
运行效率分析 篇5
1、消除授权失败故障
有一网络中的服务器不小心死机了，可是重新启动服务器系统之后，却发现其中的DHCP服务器无法向其他工作站自动分配IP地址了，检查一下DHCP服务器的具体参数配置时，却发现系统提示没有授权，不过在域控制服务器中我们却发现系统已经提示授权。面对这种DHCP服务器授权失败的故障，我们该如何进行应对，才能让DHCP服务器重新具有自动分配IP地址的能力呢?
其实域控制服务器中之所以显示已经授权，这是由于域控制服务器自动“记忆”惹的祸，要想让DHCP服务器重新具有分配IP地址的功能，只需要在域控制服务器中将原先的DHCP服务器授权取消掉，然后再次对DHCP服务器进行授权，这样就能使DHCP服务器生效了。
2、消除无法获得IP故障
操作系统，不过系统安装完毕并设置好局域网参数后，工作站竟然不能上网。当为工作站设置好固定IP地址以及其他网络参数时，发现工作站立即能够联入局域网了;很显然当工作站被设置为自动获取IP地址时，局域网中的DHCP服务器却无法为工作站分配IP地址。
为了检验是否是DHCP服务器有问题，笔者到局域网中的其他工作站中，执行了“ipconfig/renew”字符串命令，发现DHCP服务器能为该工作站分配IP地址，这一现象表明DHCP服务器自身没有问题;那为什么重装系统的工作站无法从DHCP服务器中获得IP地址呢，难道是DHCP服务器中的可用IP地址已经用完了吗?为此笔者来到DHCP服务器旁，并对服务器中的参数进行了查看，结果发现该服务器的作用域范围为192.168.1.10~192.168.1.42，共30个IP地址;而且在DHCP服务器的租约缓存设置项处，笔者看到所有的IP地址都已经使用完了，
不过令笔者感到疑惑不解的是，整个局域网中的工作站只有22台，那么其他8个可用的IP地址究竟被分配到什么地方去了呢?后来在DHCP服务器的租约缓存设置项处，笔者发现其他的8个IP地址都分配给了以前拿到单位上使用的
笔记本电脑了。虽然这些笔记本电脑只是临时上网，但它们一旦获得IP地址后就会一直占用它们直到解除“租约”为止，那么这些暂时没有使用的笔记本电脑为什么会一直占用分配给它们的IP地址呢?原来DHCP服务器的“租约”设置存在问题，笔者发现服务器给客户的租用时间被设置为了“365”天。很明显，这样的“租约”时间实在是太长了，如此一来那些笔记本电脑即使没有接入到网络中，它们也会“强行”占用着那些IP地址。要想将其他8个IP地址从笔记本电脑中释放出来，我们只有进入到如图1所示的设置界面，将DHCP服务器的“租约”期限设置得稍微短一些，例如一个星期左右，此外还需要将DHCP服务器中的租约缓存内容删除掉，这样被笔记本“强行”占用的其他8个IP地址才能被释放出来。一旦释放成功的话，那么重装过系统的工作站一接到局域网网络中，就能够从DHCP服务器中自动获得IP地址了。
图1 域属性
3、消除DHCP不可用故障
提高公交运行效率节约能源 篇6
为乘客带来方便
现在，我们的创新作品就是针对上述问题而制作的。我的想法是：只要在车站上弄一个显示器。可以让司机准确的知道，到底有没有人要坐车，坐几路车。这样司机可以准确得知候车情况。从而可以减少乘客候车的时间，而且加快公交车的运行效率。还可以节省排放和能源，给乘客带来更多的方便。
有了以上零件后，我们便开始动手制作。在老师的配合下我们一起把车站的外观模型按照一定的比例制作了出来。再按事先绘制的图纸要求开始组装零部件，我们把红外线发射器装置与接收装置安装在站台上面，这样可以即时的反馈站台信息，然后我们将三个继电器安装在站台的下方，这样主要是使站台看起来比较美观，三个继电器主要的作用是控制站台上的开关与数码管。
从实验到运行
针对我的构思和想法，我进行了多次的实验。当整个设备通电时，红外线启动，发射红外线通过发射器回到接收器，电路处于截止状态。当反射器与接收器中间被阻挡时，站台内部的继电器则会启动。然后数码管就会得电，显示数字“0”意思为车站有人候车，当公交司机看到有人坐车时，可以及时的停靠，乘客也不用怕因为拥挤而坐不上车。司机也可以提高每次的运行效率。车站上的人全部上车后，站台上的红外线发射装置继续发射信号，而红外线接受装置又可以成功接收信息，此时，继电器截止，数码管与开关均不能正常工作，则数码管无显示，表示此时无人乘车，公车司机看到后就不必停车，这样大大的提高了公车的行程效率。
我相信有了这么一套装置，可以为坐车的乘客带来更多的便捷，而且也可以减少公交车的尾气排放，大大的节省了公交车的能源消耗！
某三甲医院磁共振运行效率分析 篇7
磁共振成像 (MRI) 是继CT、B超等影像检查手段后又一新的断层成像方法, 与CT相比, MRI具有高组织分辨率、高空间分辨率和无硬性伪迹、无放射损伤等优点, 目前已经广泛应用于临床检查。磁共振设备因其复杂的成像原理及昂贵的购买价格, 使得其在医院的普及率小于CT等设备, 而磁共振检查人数日益增多, 如何提高检查效率是大部分医院面临的一个问题, 针对这个情况, 我们研究了某三甲医院磁共振设备的检查效率, 并提出了改善工作效率的方法。
2 目的
根据某三甲医院磁共振设备运行数据, 提出改善磁共振工作效率的方式。
3 方法
统计2010-01—2011-01无锡市某三甲医院磁共振运行的详细数据, 包括工作时间、检查人数、检查序列等。
4 结果
4.1 总体情况
该院磁共振为3.0T型磁共振, 2010-01—2011-01该院磁共振共接诊患者9 000余人, 有效工作天数为373 d, 有效工作时数为3 747 h, 产生图像总数260多万幅, 详细数据如表1所示。
从表1可见, 该院磁共振每日工作时数大部分均超过10 h, 患者检查时间较长, 每日接诊患者也相当多, 磁共振工作负荷较大, 工作效率较高。
4.2 不同时间段接诊人数
每日不同时间段的就诊患者比例有较大差别, 其结果如图1所示。
从图1中可以看出, 2010年1月和2月整体工作量偏低, 而从2010年3月份以后工作量明显上升, 直至2011年1月。磁共振整体工作量随季节温度变化的影响不大, 根据工作量情况可以得到如图2所示的曲线。
图2中拟合曲线公式为:
y=166 939x5-501 050x4+586 138x3-334 161x2+92 918x-100 26 (2010年1月至2月)
y=110 417x5-330 622x4+387 410x3-222 063x2+62 264x-67 95.5 (2010年3月至2011年1月)
通过曲线可以推断出每天14:00—15:00时间段内就诊患者最多, 因此必须保证此时间段内设备的正常运作。
4.3 不同部位检查比例
不同的检查部位操作时间也有很大的不同, 且前期准备情况也有所区别, 而检查部位的情况可以通过线圈的使用频率进行统计, 图3中显示出2010-01—2011-01常用线圈的使用率。
由图3可以看出, 头部、颈部和脊柱线圈的使用频率相对较高, 因此对此3类线圈的维护维修也需要特别关注。
5 讨论
根据上述结果, 该院针对患者就诊情况提出了一系列整改措施, 其中包括优化就诊流程、调整接诊时间、加强设备保养等。
5.1 优化就诊流程, 缩短准备时间
针对磁共振患者较多、检查时间久的情况, 该院磁共振诊室采取了一系列措施改善这类情况:
(1) 采取先预约后检查的就诊流程, 让患者合理分配检查时间, 避免过久的等待。
(2) 预约时, 向患者告知检查相关注意事项, 以避免检查过程中出现患者准备不充分的情况。提前预约也使得磁共振操作人员对第二天患者检查情况有初步的了解, 对一些特殊部位的检查能够提前做好准备。
(3) 在前一患者检查尚未结束时即通知后一患者进行检查前的相关准备, 如提前除去身上的金属物品、摘除手表手机等, 并对情绪紧张患者进行安抚。
(4) 为了方便患者更衣, 该院在磁共振检查室门前另外设置了患者更衣间, 大大缩短了磁共振检查前的准备时间。
5.2 调整上班班次, 延长工作时间
由图1可见, 磁共振每天不同时间段就诊患者的人数差异较大, 而磁共振诊室人员又相对紧缺, 针对这种情况, 磁共振诊室技师人员将上班班次分为3个:早班为7:30—14:00且中午不休息;中班为8:00—17:00;晚班为14:00—19:00, 晚班须保证当天预约的所有患者均能检查结束。这样的排班方式延长了有效工作时间, 并能保证高峰时段的工作量不下降。
5.3 加强设备保养, 保障运行时间
该院磁共振每天工作时间均在8 h以上, 在春夏秋三季日均工作时间更是在10 h以上, 故对磁共振的维护保养尤为重要。磁共振的维护保养主要集中在清洁设备、补充损耗、调整偏差这3个方面。
(1) 由于静电感应可使灰尘附着于器件表面, 影响散热, 从而改变电气的设备性能, 故磁共振和其他电气设备一样, 必须做好清洁防尘工作。另外, 定期检查各设备柜中散热风扇的工作情况, 清洁空气过滤网, 保证设备工作时内部良好的空气对流, 使工作中产生的热量顺利排出等也是保证磁共振正常运行的必备措施。
(2) 补充损耗主要是指补充冷却方面所用的材料, 如冷却水和液氦等。MRI在正常运行的情况下, 液氦的消耗主要是到达液氦容器的热量所引起的, 通常称之为漏热。一个良好的、稳定的冷却系统, 不仅是超导环境存在的重要保证, 而且能大大降低液氦的挥发, 减轻磁共振运行的成本。尤其是近年来随着新型磁共振装置的不断改进, 梯度系统和射频系统功率的不断提高, 机器散热量也随之增加。不但超导磁体需要高效率的水冷却系统, 主计算机、梯度系统、射频系统也通过水冷机将各自产生的热量带走。因此, 水冷机的工作状况决定了整台MRI设备的运行状况, 自然也是日常维护、保养的重点设备。同时, 水冷机应有较大的制冷余量, 冷却用水尽量使用蒸馏水, 避免水冷却管道中铁质材料的使用, 减少水垢和铁锈的影响, 定期地检查、保养以使水冷机始终处于正常的工作状态, 这些都是确保MRI正常运转、减少故障的有效手段[1,2,3,4]。
(3) 每半年进行QA (quality assurance) 检测, 若参数存在偏差, 则进行校正调整。
磁共振的维修维护和日常管理是保证设备正常开机的前提, 只有提高了设备开机率, 才能最终提高设备的使用效率[5]。
6 结束语
经过本调查研究显示, 该院通过优化患者的就诊流程, 调整工作时间, 加强维护保养, 定期进行QA检测等有效提高了磁共振的工作效率, 但随着磁共振的使用率日益增加, 如何进一步提高其工作效率还需要进一步研究。
摘要：目的:通过磁共振运行数据分析, 改善磁共振工作效率。方法:统计2010-01—2011-01无锡某三甲医院磁共振运行数据。结果:磁共振除春节期间, 平均日接诊患者均超过23人, 每日14:00—15:00接诊患者最多, 头部、颈部和脊柱线圈的使用频率较高。结论:通过优化就诊流程, 加强维修保养, 调整工作班次等提高磁共振工作效率。
关键词：磁共振,运行效率,维护保养
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[4]王佳, 黄剑女.谈谈GEVECTRA磁共振梯度电源检修与检查注意事项[J].医疗卫生装备, 2008, 29 (11) :129.
运行效率分析 篇8
农业经济发展关系着国计民生, 构建和谐社会, 发展农业经济是个关键。农业类企业的技术优势和规模经营等是提高我国农业水平的先锋力量, 提高农业类企业的运行效率对于我国农业发展水平的提高有重要意义。近年来农业类企业不断出现发展迅速, 但是在市场经济的环境中也暴露出许多问题, 市场表现欠佳, 经营二级分化等都影响了农业类企业的整体效率。评价农业类企业的运行效率, 不仅能为企业管理者提供有效的改善经营的手段而且能为政府部门的发展规划、政策制定等提供重要信息。本文采用数据包络分析的非参数方法以2010年12家农业类上市银行为样本, 评价我国农业类企业的运行效率。
2 模型及研究方法
数据包络分析 (Data Envelopment Analysis) , 简称DEA是由美国著名运筹学家A.Charnes和W.W.Cooper1在Farrell (1957) 效率的基础上以数据包络形式构造出有效前沿, 进而形成了规范的数据包络分析理论和方法, 提出至今已经有30多年的历史了。
2.1 规模报酬不变的C2R模型
规模报酬不变的C2R模型是DEA的基本模型, 是A.Charnes, W.W.Cooper和E.Rhodes于1978年给出的第一个DEA模型。考虑n个决策单元, 每个决策单元都有m种“投入”, 生产s种类型的“产出”, 分别表示决策单元“消耗的资源”和“工作的成效”。决策单元j记为DMUj, (1≤j≤n) 。其中, xij表示决策单元j (DMUj) 第i种投入的投入数量, xij>0;yrj为第j个决策单元第r种输出的产出数量, yrj>0;vi是对第i种投入的一种度量 (或称权) ;ur是对第r种产出的度量 (或称权) , i=1, 2, …, m;j=1, 2, …n;r=1, 2, …, s。用向量可表示为:
Xj和Yj分别为第j个决策单元的输入向量和输出向量, 可以通过历史资料或者预测得到, 均是已知的, 可以用 (Xj, Yj) 来表示DMUj;v和u分别为与m种投入和s种产出对应的权系数向量, 是“权”变量。对应于权系数v∈Em, u∈Es, 第j个决策单元 (即DMUj, 1≤j≤n) 的效率评价指数:
效率评价指数hj的含义是:在权系数v, u之下, 输入为vTXj, 输出为uTYj时决策单元的产出与投入之比。总可以适当的选取v和u, 使得hj≤1, j=1, …, n。考察第j0个决策单元 (DMU, 1≤j0≤n) , 以DMU的效率评价指数h为目标, 以所有决策单元 (DMUj, 1≤j≤n) 的效率指数为约束, 选择v和u, 使得h最大。构成如下最优化模型:
利用Charnes-Cooper变换
利用线性规划的对偶原理, 可以得到线性规划P对偶规划为
上式中θ为标量, 根据Farrell的效率定义, θ满足0≤θ≤1, θ=1表示该决策单元位于生产前沿面上处于技术有效状态, 经济含义是第j0家决策单元的产出水平不变时 (基于投入导向) , 以处于生产前沿面上的决策单元为标准, 实际所需要的投入的比例。1-θ就是第j0家决策单元多投入的比例即可以减少投入的最大比例。λ为n×1阶常数向量。
2.2 规模报酬可变的VRS模型
Banker, Charnes和Cooper (1984) 在C2R模型的基础上, 引入了规模报酬可变的假设, 得到了VRS模型。在C2R模型的基础上, 引入约束条件得到如下模型
对于同一个决策单元来说, 如果C2R模型和BCC模型的效率得分值不一致, 则说明该决策单元存在规模上的无效率。因为技术效率=纯技术效率×规模效率, 就可以用C2R模型的出技术效率, BCC模型计算出纯技术效率, 由此可以得出决策单元的规模效率。由技术效率 () 和纯技术效率 (TEBCC) 的定义可知≤TEBCC, 说明BCC模型比C2R模型得到的效率值更大。
以上的规模效率度量对于规模无效的决策单元来说, 不能判断出该决策单元是在规模报酬递增还是在规模报酬递减区域运行。在BCC模型基础上将约束条件换成, 得到规模报酬非增的NIRS模型 (Coelli T.J., 1996) 。
比较NIRS模型和BCC模型的效率值, 若两者相等, 说明决策单元处于规模报酬递减区域;若两者不等, 则说明决策单元处于规模报酬递增区域。
3 实证分析
3.1 决策单元的选择
考虑到数据的可获得性和样本的代表性, 本次研究选取了12家农业类上市企业。具体选择的上市公司如下:荃银高科、禾嘉股份、亚盛集团、冠农股份、隆平高科、新农开发、万向德农、新赛股份、北大荒、丰乐种业、登海种业、绿大地。使用的数据来源于同花顺软件中农业类上市企业的年度报表和财务报表。
3.2 指标的确定
用DEA方法来评价银行的生产效率, 合理的选择投入和产出指标是个关键问题。指标的选取需要考虑到企业的经营、管理和资本的情况, 鉴于我国农业类上市企业的实际情况和数据的可获得性选择投入指标:总资产 (X1) ;主营业务成本 (X2) , 用来代表该农业类企业经营的效率;股东权益比率 (X3) , 反映了上市公司自身的资产规模而非负债性资产占总资产的比重;产出指标为:主营业务收入 (Y1) 和利润总额 (Y2) 。
3.3 实证结果及分析
根据原始数据, 运用DEAP软件求解投入导向的不变规模模型和可变规模模型, 得到12家农业类上市企业的技术效率, 规模效率和纯技术效率值。结果如下表1:
3.3.1 技术效率衡量的是在一定的技术条件下, 生产相同的产出压缩投入使用量的能力。从表1中可以看到总体上我国农业类上市企业综合效率值偏低, 12家企业技术效率的均值为0.798, 有4家企业达到了技术有效, 效率值最低为0.488, 两级分化比较严重。造成这种现象主要有两方面原因, 其一是农业这一特殊的行业同时面临着自然分析和市场风险, 农业的这种弱质性一定程度的影响了农业企业运行效率的提高;其二是由于市场的原因, 很多农业类企业投资于房地产、金融、生物科技等非农业领域, 由于跨行业带来的不确定性也影响了农业企业的效益, 降低了运行的效率。
3.3.2 纯技术效率值衡量的是与规模因素无关完全由于内部经营管理方面的纯技术因素导致的效率水平。总的来看, 12家农业类上市企业纯技术效率值较高, 其中有8家企业的纯技术效率值为1, 说明我国农业类企业在公司治理, 内部监管等方面取得较好的成绩。同时也说明了我国农业类企业利用现有生产技术的能力很强, 能够在减少投入的同时尽可能地提高产出的水平。而4家纯技术效率值小于1的企业应该积极学习借鉴同行的管理经验, 提高内部经营管理效率。
3.3.3 规模效率衡量的是随着决策单元投入的增加, 规模收益是否会同比例增加, 规模收益较大比例增加或者减少都说明决策单元未达到最优规模。从表3可以看到总体上我国农业类上市企业的规模效率值都偏低, 只有4家企业达到了规模最优, 其他企业都处于规模效益递增, 说明我国农业类上市企业的投入不足, 应该加大对农业企业的投入。另一方面, 技术效率可以分解为纯技术效率和规模效率, 可见我国农业类上市企业的技术无效是由规模无效引起的。提高农业类上市企业的运行效率, 应该重点从提高企业规模效率着手。
4 结论
数据包络分析方法是研究相同类型的单位或部门间相对有效性的有效手段, 不需要权值假设, 不需要函数的具体形式, 能够适应多投入和多产出的情况, 投入产出的量纲选取无关。
本文运用DEA方法对我国12家农业类上市企业的运行效率进行评价。结果表明我国农业类上市企业总体效率值偏低, 由于农业行业的弱质性, 农业类企业应该不断进行技术方面的创新, 不断提高抵御自然风险和市场风险的能力。农业类企业规模效率的无效很大程度上制约总体效率的进步, 农业类企业规模效率方面还存在很大的空间, 应该加大对农业企业的投入进一步提高企业的运行效率。
摘要：本文运用数据包络分析方法对我国12家农业类上市企业的运行效率进行评价, 测算了各个农业企业的综合技术效率、纯技术效率和规模效率状况。研究表明:我国农业类上市企业总体效率偏低, 两级分化严重, 纯技术效率基本有效, 规模效率较低, 投入不足。
关键词：DEA,C2R,VRS,运行效率
参考文献
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运行效率分析 篇9
效率分析是探求经济增长源泉的重要工具,同时也是评价经济运行质量的主要方法之一。无论是运用前沿生产函数还是采用总量生产函数,测算经济运行效率的过程本身并不能说明是什么因素决定了经济运行效率的变化。由于影响效率变化的未知因素及其相互作用过于复杂,所以早期的效率测算只能间接地采用“索洛余值”的排除法去近似得到(Solow,1956)[1],即使后来在增长核算中引入投入要素质量的分析仍不能完全解释效率的增长(Denison,1962;Jorgensen,1967)。大量研究表明,物质资本、人力资本、劳动力的跨部门流动、经济改革、社会开放、基础设施、金融体制、研究开发、跨国直接投资、公共健康、产业结构、产权结构、地理环境、知识信息、政府政策、行政效率、创新精神等等,都是影响效率高低的潜在因素。对中国工业经济的运行效率而言,国内外学者主要围绕产权制度(刘小玄,1995;陈宽、谢千里、罗斯基,1996)[2]、结构变动(Denison,1967;Madison,1987;郭克莎,1993;胡永泰,1998;王德文,1999;吕铁,2002)、资本深化(张军,2003)[3],经济周期(郑玉歆,1999)、外商直接投资(王伟光,2003)、市场化进程(田晓文,1997)、金融体制(林毅夫,2000)、所有制变化(刘伟、李绍荣,2001)、以及政府效率(郑京海、胡鞍钢,2005)[4]等方面因素,从不同层面探讨了对工业经济运行效率变动的影响机制与程度,为深入认识中国工业经济运行效率的影响因素提供了很好的启发和借鉴。然而从整体综合的角度来看,现有文献仍然欠缺从技术、规模、信息化、制度变革(开放化、市场化、民营化)、人力资本等角度并采用改革开放至今的连续时间序列数据进行联合分析。为此,本文着重研究了这几方面的影响因素,重新计算了1980~2006年间中国工业经济的运行效率水平,然后运用计量手段定量探讨各因素对中国工业经济运行效率的影响及其作用大小,从而为我国制定科学的工业经济管理政策提供来自实证层面的经验证据。
1 中国工业经济运行效率的主要影响因素分析
1.1 技术创新因素
从世界工业经济发展的驱动模式看,第一次工业革命主要是资本驱动经济发展,而第二、第三次工业革命却是基于科学技术的创新驱动了工业经济增长,这种技术创新表现为效率的提高。工业经济发展到一定程度,科技创新就成为工业经济效率增长的核心环节。改革开放以来,随着生产力的发展,资本、技术、劳动、土地等生产要素在中国工业生产中的地位逐渐发生了变化,知识、创新能力、技术进步等已逐渐成为决定中国工业经济增长的关键性因素,成为影响中国工业经济效率高低的重要原因之一。
1.2 制度变革因素
在技术不变的情况下通过制度创新或者变革也能提高生产率,一套有效的制度体系是促进经济增长的决定性因素(North,1970)。总结改革开放以来中国工业经济发展面临的制度环境,先后经历了以“开放化、市场化、民营化”为核心内容的3次制度变迁,对中国工业经济运行效率产生了重大影响。
“开放化”使得中国工业参与到世界经济的分工与合作中来,通过获取外来资本、技术和思想增大了中国工业经济的生产可能集,并带来新的分工与专业化,使中国工业经济增长成为一种长期趋势(杨小凯,1989)。“市场化”本质上是资源配置权由按行政等级规则分配转向按市场交易价格规则进行分配的改革,从根本上解决了经济运行的动力问题,使经济增长建立在一个合乎人类理性的基础之上,这就为效率增长提供了体制基础。“民营化”本质上是一个让资本产权得到真正归属的制度变革,国有垄断的破除和产权的多元化促进了竞争效率的改善。改革开放以来在中国工业经济发展最快的沿海地区先后出现了工业化的3种不同模式:(1)“珠三角模式”;(2)“苏南模式”;(3)“温州模式”。珠三角模式是以引进外资和发展外向经济为主的工业化发展模式,苏南模式是以发展乡镇企业和非农产业为主的工业化改革模式,温州模式是以发展个体私营经济、民营经济为主的工业化改革模式。这3种工业化模式正是中国实施“开放化、市场化、民营化”制度变革提升工业经济效率的具体表现。
1.3 信息因素
信息化是当今世界经济发展的大趋势,信息化的渗透力和影响力远远超越了任何其它技术,信息技术与传统产业的结合对提高经济效率有着深远的意义。可以说,改革开放以来中国信息化的发展是提高中国工业经济效率的“倍增器”。
1.4 规模因素
斯密阐述了大规模生产对提高劳动生产率具有重要作用,斯密理论是规模效率的一种古典解释。真正意义的规模效率理论起源于美国,典型代表人物有阿尔弗雷德·马歇尔、张伯伦、罗宾逊和贝恩等。马歇尔论述了规模经济形成的两种途径,即依赖于个别企业对资源的充分有效利用、组织和经营效率的提高而形成的“内部规模经济”和依赖于多个企业之间因合理的分工与联合、合理的地区布局等所形成的“外部规模经济”。显而易见,改革开放以来中国工业规模的巨大变化对中国工业经济效率有着不可忽视的影响。
1.5 人力资本因素
人力资本表现为蕴含于人内部的各种生产知识、劳动与管理技能和健康素质等域素的总和。世界银行在《增长的质量》报告中指出,过分依赖物质资本而对人力资本投入不足会降低全要素生产率的增长。人力资本理论的代表性人物舒尔茨和贝克尔从微观与宏观两个层次分析了人力资本促进经济增长的内在机理。作为“活资本”的人力资本,具有创新性、创造性,对GDP的增长具有更高的贡献率[5]。
2 模型设定
传统研究中,经济产出和投入的关系往往可以表示成柯布-道格拉斯生产函数(简称C-D生产函数)。随着经济的发展,该函数逐渐表现出种种不足。(1)传统C-D函数把生产中的重要投入要素“技术”抽象成一个既定不变的常数,这与当前知识经济、信息经济迅猛发展的事实不符,因而难以体现知识对产出应有的贡献;(2)传统C-D函数几乎没有考察制度因素对产出的积极作用,而制度的重要恰恰为现代经济学所证实;(3)政府政策、社会开放等诸多因素引起的效率变化同样不容忽视。基于上述考虑,本文提出如下扩展型生产函数:
其中,Y代表工业产出,C代表剩余常量,K表示资本,L表示劳动,KF代表开放水平,SC代表市场化水平,MY代表民营化程度,GM代表规模化水平,RD表示R&D投入占GDP的比重,XX代表信息化水平,RL代表工业人力资本,α、β分别表示资本、劳动的产出弹性,γ1……γ7分别表示各类非实体性要素的产出弹性,t是时间。
对该扩展型生产函数两边同时除以KtαLtβ,即有
上式左端正好等于数据包络分析(DEA)模型测算经济运行效率的指数[6],进一步在面板数据中可用Malmquist指数[7]分解的全要素生产率(TFP)来代替,于是得到:
方程两端各取对数,得到分析效率影响因素的计量模型:
其中,γ0表示LNCt。
3 变量指标及数据处理
3.1 TFP的测算
对上述计量模型所涉及到的TFP的测算,本文选取工业总产值作为产出指标,选取固定资产净值年平均余额来代替资本存量指标,选取工业从业人员代替劳动力投入指标。并根据地理联系及经济联系,分别从东、中、西部地区选取北京、天津、河北、山西、辽宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、河南、湖北、湖南、江西、四川、贵州、云南、陕西、新疆等22个代表性省市,按照1980~2006年的时间顺序及投入产出指标,得到包含594组观测值共计1782个数据的时间面板。全部数据来自历年《中国统计年鉴》、《中国工业经济年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》以及各省市统计年鉴。在实际计算时,对工业总产值、固定资产净值年平均余额利用价格指数按照基年(1980)不变价统一折算处理。经价格调整与数据标准化处理后,由Malmquist效率指数模型分解得到中国工业经济运行效率的TFP变化指数。
3.2 变量与数据说明
3.2.1 开放化水平KF
开放化水平衡量一个国家或地区的对外开放程度,一般使用进出口、FDI等指标占生产总值(GDP)的综合比重来刻画,本文采用历年进出口总额除以当年GDP表示。计算公式为:KF=(进出口总额/GDP)×100%。
3.2.2 市场化水平SC
市场化反映资源配置的广度和深度。一般来说,衡量市场化程度及其变化特征可以从生产要素(资金、劳动力、技术水平等)配置的市场化比例和经济参数(价格、汇率、利率等)决定的市场化程度反映出来[8]。考虑到在社会资源配置中,投资活动是最重要也是最主要的资源配置,因而市场化程度可以用投资的市场化指数表示。本文采用统计年鉴中全社会固定资产投资中外资、自筹资金和其他投资3项之和占总投资的比重来表示。计算公式:SC=(外资+自筹资金+其他投资)/全社会固定资产投资×100%。
3.2.3 民营化水平MY
民营化程度也即非国有化率,反映经济成份多元化的指标。本文采用非国有工业总产值占工业总产值的比重表示。计算公式:MY=非国有工业总产值/工业总产值×100%。
3.2.4 大中型工业企业研究与试验发展(R&D)投入强度RD
根据丹尼森(Denison)和肯德里克(Kendrick)等人的研究,技术进步涉及生产要素质量变化、知识进展、资源配置的改善、规模节约、不规则因素等诸多内容。为简化起见,这里采用大中型工业企业R&D投入强度近似衡量工业经济运行中投入的科技数量。计算公式:RD=大中型工业企业R&D投入/GDP×100%。
要注意的是,公式中的R&D投入是一个存量概念,应在每年大中型工业企业新增的R&D经费支出基础上,扣除上一年度的R&D折旧,得到当年的R&D净存量,依据永续盘存法从基年逐渐累加而成,即RDt=RDt-1(1-δt)+R&D,其中δ为折旧率,一般取10%,RD表示存量。对于基年存量数据的选取,则借鉴张军(2004)的处理办法,利用基年R&D经费支出除以10%予以确定。
3.2.5 规模化水平GM
一般来说,工业经济中大中型企业数量越多,工业经济总体规模越大,反之就越小,因此可以用大中型工业企业单位数占全部工业企业单位数的比例来代表工业经济的规模化水平。计算公式:GM=大中型工业企业单位数/全部工业企业单位数×100%。
3.2.6 信息化水平XX
信息化水平的衡量比较复杂,国家统计局也很少专门针对信息化公布统计数据。鉴于此,本文采用邮电业务总量占当年GDP的比重来代替。计算公式:XX=邮电业务总量/GDP×100%。
3.2.7 工业人力资本存量RL
本文借鉴侯亚非[9]对劳动力受教育年限的分类方法,即小学按5年,初中按8年,高中按11年,大专及以上统一按15年计算,文盲半文盲则为0,计算公式为:H=P1×15+P2×11+P3×8+P4×5+P5×0,AE=H/N。其中H为人力资本总存量,P1到P5依次为大专及以上、高中和中专、初中、小学、文盲半文盲的在业人口人数,AE为平均受教育年限,N为人口总数。在此基础上得到工业人力资本计算公式:RL=平均受教育年限×工业就业人数=(全国人力资本总存量/总人口)×工业就业人数。
根据以上数据处理方法,查找《新中国五十年统计资料汇编》、《中国工业交通能源50年统计资料汇编》(1949~1999年)及相应统计年鉴,并作价格调整后,依次计算整理得到全部7个指标的时间序列值,如表1。
4 回归分析
4.1 数据预处理
在数据回归前,先对表1中的原始数据作进一步处理,为与全要素生产率TFP保持可比性,令每一个原始数据分别以上一年为100转换成指数形式,然后再将得到的数据进行对数化处理,进一步消除异方差。
4.2 单位根检验
为避免因序列不平稳而造成伪回归,首先进行各序列的平稳性检验。经ADF单位根检验可知lnTFP~I(1)、lnKF~I(1)、lnSC~I(1)、lnMY~I(1)、lnGM~I(1)、lnRD~I(2)、lnXX~I(1)、lnRL~I(1),即8个时间序列都是1阶单整。
4.3 协整检验
同阶单整序列之间的协整关系通常采用Johansen提出的关于系数矩阵的协整似然比(LR)检验方法进行。结果见表2所示,可知在99%的置信水平下拒绝原假设,即模型中的8个变量存在协整关系,有且仅有1个协整关系。
注:*(**)denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%)significance levelL.R.test indicates 1 co-integrating equation(s)at 5%significance level
4.4 误差修正模型
根据格兰杰(Granger)表述定理,若非平稳变量之间存在协整关系,则必然可以建立误差修正模型。传统的经济模型通常表述的是变量之间的一种“长期均衡”关系,误差修正模型通过建立短期的动态模型以弥补长期静态模型的不足,它既能反映不同时间序列间的长期均衡关系,又能反映短期偏离向长期均衡自动修正的机制。ECM估计及相关检验结果见表3。
注:***表示在1%水平下显著
除规模化指标外其余各变量均通过t检验,可决系数较高。误差修正项ECM(-1)通过检验,符合白噪声。可以看出,误差修正模型符合误差的反向修正机制,表明TFP增长率的变动受到协整方程的约束,对长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正。从系数估计值-1.0935看,反向调整力度很大,说明对于工业经济TFP增长率的波动,通过开放化、市场化、民营化等影响TFP的诸因素之间的这种长期均衡机制进行自动调节是非常灵敏的。
5 实证结果分析
5.1 开放化积极影响中国工业经济效率
从ECM模型中的短期波动来看,开放化程度对工业经济效率具有正的显著影响。由于对数差分近似反映变量间的弹性关系,可知当开放化程度每提升1%时,相应的中国工业经济运行效率(TFP)就提高0.1648%。这一实测结果与中国的实际情况相符[10]。本质上,对外开放是国内经济改革的对外延伸,是利用两种资源(国内资源和国外资源)、两个市场(国内市场和国外市场),在世界范围内合理配置资源的方式,因而成为促进改革后中国工业经济效率提高的重要因素。
5.2 市场化显著影响中国工业经济效率
市场化指标的回归系数为0.5845,表明市场化进程对中国工业经济效率具有明显的促进作用,市场化水平每变化1%时,相应的中国工业经济运行效率就同方向变化0.5845%。市场化进程的影响之所以如此显著,是因为市场化改革把一切经济活动主体推向一个优胜劣汰的竞争平台,最大限度地激活了经济活动中的竞争性效率。在中国现阶段,不仅存在国有企业与私有企业之间的竞争,还存在处于城乡二元体制下企业之间的竞争,以及拥有众多优惠条件的外资企业与中资企业之间的竞争,特别是还存在拥有大量生产资源的地方政府之间的竞争,正是上述由市场化改革激发的激烈竞争,使得现阶段工业经济效率得以提升[11]。
5.3 民营化对中国工业经济效率具有弱的正面影响
民营化指标回归系数为0.0645,对中国工业经济效率虽然具有正面促进效应,但影响作用相对较小。相对于较早实施的开放化和市场化改革,国有经济的民营化进程起步较晚,其效率的释放需要一个过程才能显现出来。其次,民营经济的市场准入遇到了不小的阻碍,削弱了民营化带来的市场竞争效率。尽管“非公经济36条”在2005年已经颁布实施,由于地方保护主义挥之不去,市场阻隔在一些行政垄断部门和行业、公用事业、基础设施领域表现更为突出,随意抬高市场准入门槛、阻碍民营企业进入的事例屡见不鲜。
5.4 R&D投入对中国工业经济效率具有正向推动作用
回归结果显示,大中型工业企业R&D投入每提高1%,中国工业经济运行效率就提高0.2159%。自1995年以来,中国对R&D投入的力度不断加强,全社会R&D投入总量和投入强度逐年上升。2006年R&D经费总额排名世界第6位,2007年瑞士洛桑管理学院发布了《世界竞争力年鉴2007》,中国的国际竞争力在55个国家和地区中由上年的第17位升至第15位。科学技术尤其是R&D投入逐年提升,对中国全要素生产率的提高明显起到了巨大的推动作用[12]。
5.5 信息化带动中国工业经济效率同向增长
信息化程度每提高1%,中国工业经济运行效率就提高0.2163%。从回归系数上看,信息化与R&D投入对工业经济效率变动的影响力度非常接近。中央把大力推进信息化作为我国在新世纪头20年经济建设和改革的一项主要任务,要求“坚持以信息化带动工业化,以工业化促进信息化”。改革开放后,中国信息化建设取得了重要进展,信息技术不断得到应用,信息基础设施和服务水平不断提高,信息产业持续快速增长,网络规模已跃居世界首位。这些信息化改造与投入,对中国工业效率的提高发挥了重要作用。
5.6 规模对中国工业经济效率呈现负面阻滞作用
模型中,规模化指标回归系数为-0.4089,表现出对工业经济效率的负面阻滞作用。从代表规模的计量指标来看,以大中型工业企业单位数所占比重来衡量规模因素的变动,实际上代表的恰恰是很大一部分国企特别是垄断性国企的规模。莱宾斯坦指出,大企业特别是垄断性大企业,面临外部市场竞争压力小,内部组织层次多,机构庞大,关系复杂,企业制度安排往往出现内在的弊端,使企业费用最小化和利润最大化的经营目标难以实现,从而导致企业内部资源配置效率降低,这就是“X非效率”。因此,规模系数出现负值不仅不与中国工业经济发展的实际情况相违背,反而恰恰揭示了中国工业经济发展的真实场景———那就是隐藏在规模背后的国有因素对效率造成了较大的负面影响。
5.7 人力资本对中国工业经济效率呈现负面影响
人力资本投入的回归系数为-0.2915,表明对中国工业经济效率具有反向制约作用,这与人力资本增进效率的理论判断刚好相反。究其原因,可能是人力资本计量指标的内在缺陷造成的。正如穆力干和萨拉伊马丁(1995)所言,平均学校教育年限不是对人力资本存量的好的计量方法,学校教育只是一方面,人的社会经历,尤其是干中学的经验也是人力资本的重要因素。所以,用此指标代表人力资本的真实情况值得商榷,在没有更好的计量人力资本的指标出现之前,对中国工业人力资本与效率关系的研究有待进一步实证。
比较以上几方面的影响因素,可以发现,制度因素对中国工业经济效率的影响作用最显著,影响程度也最深刻、最广泛。以“开放化、市场化、民营化”为主轴的改革,实际上综合起来就是改革开放至今中国制度变革的主要内容。(1)为了打破长期以来计划经济体制下缺乏生机活力的状况,采取了放权让利、扩大企业自主权的改革,调动生产积极性,为进一步深化改革奠定基础。(2)通过大量引进外资,实行对外开放,加快工业产业化发展进程。建立经济特区和开放沿海城市,实施招商引资,大力推进外向型经济发展,加快工业技术装备水平的提高。(3)进入建立现代企业制度和现代产权制度的改革阶段。(4)开始探索集约化经营下的新型工业化道路。
这其中,促使中国工业经济不断自求变革的内在诱因,正是“80年代混合双轨制下的经营僵化、90年代买方市场下的经营亏损、2000年以后市场失灵下的经营粗放”带来的3次制度困境。对困境的冲破,先后经历了管理变革、制度变革、产权变革、观念变革的4次大洗礼。管理变革的目的是解决企业与政府的委托经营问题,以获得X效率、组织效率;制度变革的目的是解决工业企业与市场的进入问题,以获得竞争效率、配置效率;产权变革的目的是解决企业与资本的归属问题,以获得产权效率、制度效率;观念变革的目的是解决工业企业与发展道路的选择问题,以求转变增长方式,全面提高经济运行效率。
6 结论
利用扩展后的C-D生产函数推导出中国工业经济运行效率影响因素的计量模型,协整检验发现,中国工业经济全要素生产率TFP的变化与开放化、市场化、民营化、工业规模、R&D投入、信息化、人力资本等影响因素的变动之间存在长期均衡关系。开放化、市场化、民营化、信息化、R&D投入对中国工业经济效率具有积极的正向促进作用,工业规模与人力资本对中国工业经济效率表现出负面阻滞作用。进一步的分析表明,隐藏在规模背后的国有因素对效率造成了较大负面影响,人力资本计量指标的局限性导致了模型估计出现偏误,因而对中国工业人力资本与效率关系的研究有待进一步实证。相对而言,以“开放化、市场化、民营化”为主轴的制度变革因素对中国工业经济效率的影响作用最显著,影响程度也最深刻、最广泛。
参考文献
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运行效率分析 篇10
关键词：锅炉运行效率,影响因素分析,有效应对措施
1 影响电厂锅炉运行效率的重要因素分析
1.1 给水品质的好坏是影响锅炉运行效率的根本因素。
锅炉是电厂生产的重要设备, 锅炉的正常运转需要充足的锅炉水供给, 如果锅炉水的品质得不到保证, 就会严重影响电厂锅炉的运行效率。锅炉水中的离子浓度应保持在一定的限度内, 如果离子浓度过高并且得不到控制, 随着锅炉运行时间的加长, 锅炉水中的杂质含量会不断增加, 从而导致锅炉蒸汽的品质大大降低。如果锅炉的给水品质得不到改善, 在锅炉的运行中, 蒸汽中的杂质会不断积累在过热器的受热面管壁上, 形成水垢, 降低锅炉水冷壁的导热性能。此时用加热系统对锅炉进行加热, 因为过热器的热传递能力受到了抑制, 锅炉水冷壁的导热性能受到影响, 会出现受热不均现象, 严重的还会使受热面管壁温度不断升高, 超过极限温度, 导致锅炉部件损坏, 影响锅炉的正常运行, 降低锅炉的运行效率。除了离子浓度之外, 含气量也是影响锅炉给水品质的重要因素。如果锅炉品质长期得不到改善, 锅炉蒸汽中的盐垢会不断积累在汽轮机的流通部分, 堵塞蒸汽的流通渠道, 增加汽轮机叶片的表面粗糙度, 增大蒸汽的流通阻力, 严重的会阻碍机组的正常运行。
1.2 排烟热损失是影响锅炉运行效率的重要因素之一。
排烟温度和排烟容积是造成锅炉排烟损失的两大主要因素, 相关的研究表明, 排烟热损失随着排烟温度的升高而增加, 随着排烟温度的降低而减少, 两者呈现正比例关系, 具体来说, 排烟温度每增加十度到十五度, 排烟损失就会增加百分之一。为了探究影响排烟温度上升的原因, 有关单位进行了反复的试验与分析, 最终发现, 漏风、选用的煤种不合理、火焰中心温度过高等都会导致锅炉排烟温度过高, 其中, 漏风不仅可以造成排烟温度上升, 还可以导致排烟容积增大, 是锅炉排烟热损失的直接原因之一。漏风现象多发的部位有炉膛、锅炉底部水封、烟道等多个部位, 造成了很大的热量损失, 不容乐观的是, 漏风现象一旦发生, 烟道等多个部位会随之发生积灰、结渣等现象, 对电厂锅炉的受热面造成一定的影响, 如果积灰现象过于严重, 还会对锅炉的送风系统造成很坏的影响, 势必会不断提升锅炉的排烟温度, 最终降低锅炉的运行效率。
1.3 未完全燃烧热损失是影响锅炉运行效率的又一因素。
与排烟热损失相比, 未完全燃烧的热损失相对较少。未完全燃烧的热损失是指一部分固体燃料颗粒没来得及在炉膛内充分燃烧殆尽就跟随灰渣排出从而造成的燃烧热损失。固体未完全燃烧热损失的影响因素有很多, 包括燃料的性质、燃烧方式、锅炉炉膛的结构设计以及过量空气系数等。如果仅仅从燃料的自身性质来讲, 它的燃烧速度、煤粉的细度以及挥发成分的含量等都会影响其燃烧质量, 燃烧越容易的煤粉, 其燃烧过程也越稳定, 稳定的燃烧过程会不断缩短燃烧所用的时间, 燃烧也就越充分, 燃料燃烧所损失的燃烧热也就越少。一般来讲, 较细的、挥发分高的煤粉要比较粗的、挥发成分低的煤粉燃烧更加充分。在燃烧过程中, 炉膛内的过剩空气系数以及运行中对氧气量的控制等都会影响固体燃料的未完全燃烧热损失, 也会影响锅炉的运行效率以及锅炉运行的经济性。
2 提高电厂锅炉运行效率的有效措施
2.1 保证锅炉蒸汽品质。
锅炉给水品质影响着锅炉蒸汽的品质, 因此首先便要严格控制锅炉的给水质量。工作人员要按照严格的水处理操作规程制备锅炉给水, 尽量减少锅炉给水中的杂质含量, 保证除盐水的正常供给, 从而通过降低锅炉水中的含盐量达到降低蒸汽中含盐量的目的。其次, 锅炉给水的酸碱度也要进行合理的控制。工作人员要按照规程开展锅炉的酸洗工作, 并且定期对过热器受热面内的结垢情况进行调查, 并且根据结垢的实际情况及时清除受热面管壁上的污垢, 防止管壁温度超标而损坏管壁。
2.2 减少排烟热损失。
排烟热损失是电厂锅炉最主要的热损失类型, 占锅炉热损失总量的很大比重, 最高可以达到80%。实践研究证明, 锅炉的排烟热损失量很容易增大, 如果采取的控制措施不当, 会给电厂的正常运行以及经济效益带来很大的负面影响, 因此, 通过科学的措施来调整和控制锅炉的排烟热损失, 提高锅炉的热效率是当下必行的举措。那么, 到底如何才能减少锅炉的排烟热损失呢?相关人员进行了多次的研究与试验发现, 锅炉排烟热损失的主要影响因素是锅炉的排烟容积和排烟温度, 排烟容积大, 排烟温度高, 排烟热损失就大, 因此, 控制锅炉排烟热损失的关键就在于减少排烟容积, 降低排烟温度。实践研究发现, 锅炉的排烟容积和排烟温度随着负荷的变化而变化, 当负荷升高时, 燃料量和空气量都要增加, 工作人员要适当减少过量空气系数, 降低排烟容积, 从而减少排烟热损失。燃料的性质, 包括水份、灰份、挥发份等都会对排烟容积和排烟温度造成影响, 燃料水份含量低时, 为防止低温腐蚀要提高空预器受热面的温度, 也就是要提高空气入口的温度, 大部分电厂使用暖风器加温。
2.3 减少未完全燃烧热损失。
燃料是否充足燃烧与燃料量、锅炉的送风量、引风量以及外界负荷等有关, 当外界负荷比较低时, 工作人员要合理调整锅炉的送风量和引风量, 控制锅炉内合理的过量空气系数, 减少锅炉炉膛内的负压, 避免或者减少漏风现象的发生, 同时提高炉膛内的温度, 保证燃料的稳定燃烧, 这对于减少锅炉的未完全燃烧损失是十分有利的。
3 电厂锅炉的维护与保养工作
良好的维护以及保养工作可以保证锅炉的正常运行, 提高锅炉的运行效率, 尤其在锅炉的停运期间, 如果工作人员没有及时对锅炉进行防腐处理, 很容易造成锅炉汽水系统的金属内表面被溶解氧腐蚀, 对锅炉造成很大损害, 并阻碍锅炉的安全运行。因此, 在锅炉停运期间, 工作人员要使锅炉汽水系统的金属表面保持干燥, 检修汽水系统时, 应当放进炉水, 并且利用余热将锅炉内的金属表面烘干, 妥善做好防腐处理工作。
参考文献
[1]高远.600MW前后墙对冲燃烧锅炉降低排烟温度的试验研究[J].江苏电机程.2011 (4) .21-22.
