成本系数(精选七篇)
成本系数 篇1
关键词:价值工程,模糊层次分析法,熵权决策法,基点分析
0 引言
价值工程是一门将技术与经济相结合达到合理利用资源、实现价值最大化的新兴的现代管理技术,在理论研究和实践研究中都取得了长足的进步。价值工程起源于美国,L.D.Miles于1947年以《价值分析》为题在《美国机械师》杂志上公开发表,标志着价值工程理论的诞生。随后价值工程在美国的企业中取得了巨大成果,并引起了美国国防部的高度重视,价值工程理论得到了迅速发展。日本也是应用价值工程较早且成效显著的国家,首先在物资和采购部门得到应用。英国从20世纪50年代后期开始引入价值工程,Lucas and Dunlop公司、Philips公司普遍应用,交通运输与邮政部门也开始价值工程的项目研究,得到英国生产力委员会的大力支持。德国、奥地利、法国等西欧各发达国家相继在企业里推行价值工程,如西门子公司、奥贝尔公司、BMW公司。并将其纳入了国家标准。
我国于20世纪70年代末引入价值工程,经过30多年的发展,其理论技术已趋于成熟。现在,我国已有不少学者应用价值工程对项目成本与方案进行研究。杨强(2012)[1]认为对于建筑施工项目,降低成本和提高产品功能价值是建设施工企业要考虑的核心问题。利用一套完整的价值工程分析方法,以乌鲁木齐铁路局地窝堡西区集资住房项目为例,从整体上把握各分部分项工程的费用,达到了降低工程成本的目的。李瑞丰(2013)[2]将价值工程的分析方法引入到矿井设备的选型中,并结合层次分析法对传统价值工程理论做了改进,建立和优化了矿井机械设备选型模型。选取了某矿在采煤机选型中的应用作为案例,从实际出发证明了价值工程可以在矿井项目中有很好的利用。张妮丽(2014)[3]从房地产项目管理的现状出发,提出了价值工程在房地产项目分析中的切入点,以其为核心贯穿到项目开发建设的方案设计、初步设计、施工图设计的各个阶段,并引导建设相关方积极参与成本管理中来。从而提高建设效率,促进技术创新。对于层次分析法与熵权决策法也有不少的研究成果。康亮、康明、刘博洋(2011)[4]根据价值工程的原理分析自动化立体仓库的价值,利用层次分析法确定出自动化立体仓库的功能与成本指数,通过熵权法进行修正,更加客观科学地量化出立体仓库的价值,大大提高了评价的可靠性。刘宇彬、刘建华(2013)[5]针对大规模电力网络,提出某些指标对电力系统大规模停电有很大影响。在建立了一套配电网安全性评估体系的同时,运用层次分析法和熵权法对其进行风险评估,证明了该方法对于电力系统的利用价值。
通过上述文献资料,可以发现:传统的价值工程理论已经比较完善,缺乏新的评价方法与之相结合。而模糊层次分析法与熵权决策法作为主客观相结合的决策方法在工程项目成本的研究领域上不太成熟。本文鉴于这个前提下,以某建筑项目为例,对传统的价值工程功能评价环节进行改进,利用主观的模糊层次分析法和客观的熵权法对功能系数进行量化,并验证了其适用性。
1 改进价值工程评价模型
1.1 基点平均系数法
将价值工程的概念公式为V=F/C归一化处理,得到如下计算公式:
由于第j个评价对象的现实成本过高,受ΔCj的影响使vi=fi/ci是不准确的,α才是其真正的价值系数,它与vi相差一个误差项β。这证明了如果某个评价对象的现实成本过高,不仅影响自身的价值系数,还影响其他评价对象的价值系数。在运用价值工程确定目标成本的时候,需要剔除这样一个误差项,才能得到更加合理的目标成本。
1.2 熵权FAHP组合权重评价模型
模糊层次分析法(FAHP)作为一种多层次,多指标的综合评价方法,充分考虑了专家的经验与知识,但没办法克服决策者自身的偏好,存在较大的主观随意性。而作为客观决策的熵权法,能挖掘原始数据本身的信息,减少主观因素的干扰。但对于具体项目来说,过于客观的评价不能反映决策者的意见,可能与实际权重不相符合。针对模糊层次分析法的主观性与熵权法的客观性,二者互补后来确定更为准确的指标组合权重。
1.2.1 模糊层次分析法主观赋权
(1)构造模糊判断矩阵。
对指标重要性逐对比较,并利用表1的数量标度对矩阵中的每个元素赋值。
依据表1的数字标度,得到如下模糊判断矩阵:
(2)确定权重向量。
该模糊互补判断矩阵权重向量为W=(W1,W2,…,Wn)。
(3)求特征矩阵。
此时称n阶矩阵W*=(Wij)n×n为模糊判断矩阵A的特征矩阵。
(4)进行一致性检验。
当I(A,W*)燮α时(一般α取0.1),认为模糊判断矩阵A为满意一致性,证明权重向量W是分配合理的,此时W为利用模糊层次分析法赋权的主观权重。
1.2.2 熵权法客观赋权
(1)构造原始数据矩阵。
现有m个评价项目,n个评价指标,则:
其中,rij为第j个指标下第i个项目的评价值。
(2)矩阵标准化。
Y1为效益性指标,Y2为成本性指标。
(3)确定指标的信息熵。
(4)确定指标的熵权。
此时,w=(w1,w2,…,wn)为评价指标的熵权值,即客观权重。
1.2.3 组合权重
根据最小相对信息熵原理,有:
2 算例分析
2.1 工程概况
某市一项集资住房项目,占地360亩,规划容积率1.13,地上建筑面积292377m2,地下建筑面积82123m2,拟建模范住宅小区。
2.2 功能分析
在外部美观,户内实用、宽敞,水暖电工程材质耐用、敷设安全、方便的总体要求下,分析结果如表2。
2.3 计算功能指数
2.3.1 主观权重赋值
针对6个功能目标,由专家依据表1的打分方法分别对各功能作两两比较判断,得模糊互补判断矩阵为:
根据式(1)计算的权重向量为:
经式(2)、式(3)计算得模糊判断矩阵A是满意一致的,因此权重集W的分配是合理的。此时W为评价对象的主观权重。
2.3.2 客观权重赋值
为了弥补FAHP法的主观因素造成的偏差,根据信息熵原理计算评价对象的熵权。现构造原始数据矩阵为:
将其标准化后,根据式(5)、式(6)得每个评价对象的信息熵与熵权(如表3)。
由表3可知,客观赋值的权重向量为w=(0.19610.2378 0.1154 0.1461 0.1498 0.1548)。
2.3.3 最优组合权重
2.4 计算成本与价值系数
根据上诉资料和预算成本,计算各评价指标的成本系数和价值系数。
2.5 确定目标成本
2.6 案例总结分析
通过以上案例目标成本计算,对预算成本与目标成本对比分析,价值指数小于1的工程均得到了修正,主要是主体结构与室内水暖电两项。其中屋面工程、外部装饰、内部功能三项的变动成本为负值,说明了与其对应功能相比较,还可以加大成本的投入。但是此三项的价值系数均大于1,指现投入的成本已经达到了所期望的功能,在质量、技术可控的条件下可考虑不增加成本。
3 结束语
本文对传统的价值工程功能分析这一环节进行了改进,给出了基于FAHP法和熵权决策原理的综合评价模型,同时利用基点平均系数法找到功能与现实成本的动态关系,代替传统方法计算目标成本。FAHP法利用九标度法建立模糊互补判断矩阵,将所得的权重作为评价指标的主观权重。用熵的技术对此权重进行修正,克服了FAHP的主观因素干扰,使修正后的权重更加客观。二者很好地将定性与定量分析结合起来,相比较传统的强制确定法,该方法的适用范围更广。不仅适用于建筑工程成本系统,还可以推广到更加复杂的决策系统进行方案评价与成本分析。
参考文献
[1]杨强.运用价值工程原理分析住宅建筑功能对工程项目成本的影响[J].科技创新与应用,2012(9):245-246.
[2]李瑞锋.基于价值工程和层次分析法的矿井设备选型方法与应用[J].价值工程,2013(14):1-4.
[3]张妮丽.价值工程在建设工程项目成本管理中的应用[J].四川建材,2014,40(2):255-258.
[4]康亮,康明,刘博洋.基于AHP法和熵技术的自动化立体仓库价值评价[J].山西财经大学学报,2011,33(4):1-2.
[5]刘宇彬,刘建华.基于层次分析法和熵权法的电网风险评估[J].电力科学与工程,2013,29(11):37-43.
[6]吴赐联.福建省循环经济发展的综合评判[J].三峡大学学报(人文社会科学版),2014,36(3):60-64.
[7]李华志,张格静,等.价值工程在项目管理中的应用[J].价值工程,2014(25):11-12.
成本系数 篇2
关键词:军工装备,工时评价系数,作业成本法,非制造费用
1 引言
大型军工装备的研制生产具有高技术性、高可靠性、高精密性、高复杂性、高集成性等特点,生产过程中需要不同作业部门的高度协同。大型军工装备研制生产过程中发生的各类非制造费用如何进行成本归集和费用分摊是值得研究与探索的问题。无论是内部控制还是外部审计,均对成本管理和费用管理的精细化管理水平提出了越来越高的要求。大型军工装备企业,特别是航天、航空等军工装备企业,在军工装备型号项目外部审计时,审计组均会要求提供年度费用分摊所用的详细工时数据,在审计组审计过程中军工装备的总体单位与协作单位费用分摊的工时比例法往往不够合理,影响到成本归集的准确性。为确保非制造费用分摊科学合理,本文探索研究了基于工时评价系数的作业成本法,有效解决了军工装备企业非制造费用的分配问题。
2 基于作业成本法的管理费用分配分析
2. 1 作业成本法应用情况
作业成本法是指以作业为核算对象,通过成本动因确认和计量作业量,进而以作业量为基础分配产品成本的成本计算方法。总结近几年来国内作业成本核算的实证研究成果,可以发现: 1作业成本理论研究较多,但作业成本核算在会计实务和成本审价管理领域的应用相对较少; 2应用研究多为解决制造费用分配问题,对非制造费用分配的科学性与合理性研究较少; 3在部分实证研究中,虽然涉及管理费用分配问题多采用工时作为成本动因,但未考虑到不同作业工时对非制造费用的贡献率。
2. 2 非制造费用分摊的现实意义
现代制造环境下的成本管理要求将非制造费用分配至产品( 项目或领域) 。无论是中国制造2025 还是工业4. 0,现代制造正在从传统制造向智能制造、智慧制造、智力制造转型升级。随着现代制造的转型升级,现代企业产品成本结构逐渐从以材料、人工、能源等实物因素为主转变为知识、智力等因素为主,有形实物成本在产品成本中的比重越来越低,而智力成本、信息成本、服务成本、质量成本在产品成本中的比重越来越高,因此非制造费用核算的重要性日益凸显,非制造费用分配的准确与否将直接影响产品的成本核算和用户审价工作。军工装备制造业一直是现代制造工业中的高端制造引领者,军工装备制造在满足国家安全的国防需求前提下,在军民融合领域带动上下游产业结构调整、转型升级方面具有重要的辐射作业,因此无论是成本核算还是审计审价,军工装备非制造费用的分配方法具有十分重要的理论意义特别是现实意义。
3 基于工时评价系数调整的作业成本法改进
3. 1 基于工时评价系数的费用分摊公式
工时统计是企业管理的一项重要的基础性工作,也是各类成本核算和审价工作的重要依据。企业在组织生产、核算成本、衡量劳动生产率时都离不开工时。利用工时测算分配率是进行费用分摊的主要方法。但是传统的费用分摊仅仅按照各部门的工时统计数量进行分摊,各个部门对管理费用的实际消耗与按照工时数量进行分配的测算消耗存在较大差异。引入作业成本法对非制造费用( 如管理费用) 进行分摊,对非制造费用( 如管理费用) 作业动因消耗进行分类统计则具有一定的困难,为简化计算同时提高非制造费用( 如管理费用) 分配的科学性和准确性,现引入工时评价系数调整的作业成本法对非制造费用( 如管理费用) 进行分配。
设各产品( 各型号或各部门) 的总工时为T,发生的总非制造费用( 如管理费用) 为C,产品( 型号或部门) i的工时为Ti,按照一般非制造费用( 如管理费用) 分摊方法产品( 型号或部门) 的分配率Ri和分摊的费用Ci分别为:
设产品( 型号或部门) i的工时评价系数为ri,考虑基于工时评价系数调整的非制造费用( 如管理费用) 分摊方法产品( 型号或部门) 的分配率Ri和分摊的费用Ci分别为:
3. 2 作业成本中心划分
根据军工装备企业费用发生部门的性质,军工装备企业费用发生部门一般可以分为研发作业成本中心、设计作业成本中心( 可细分为总体设计中心和分系统设计中心) 、制造作业成本中心、总装作业成本中心、物资作业成本中心、试验检测作业成本中心、运营保障作业中心等不同业务类型的作业成本中心。不同的作业成本中心对资源的消耗与按工时直接分配的资源消耗水平存在差异,因此不同的作业成本中心按照工时比例进行管理费用分摊时,应进行不同的工时评价系数调整。
3. 3 工时评价系数评价指标体系设计
工时评价系数评价指标体系的设计遵循针对性、全面性、系统性、操作性等一般评价指标体系设计原则,同时结合成本价格管理有关规定,根据军工装备企业特点和实际工作情况,科学、合理、准确地反映资源的消耗情况。完成评价指标体系设计后,根据效益型、成本型以及固定型指标特性对各个评价指标的评价观测值进行规范化处理。
假设有个作业部门或型号项目待评价,其组成评价对象集G = { G1,G2,…,Gn} ,m个评价指标或属性组成指标集T = { T1,T2,…,Tm} ,评价对象Gj对应于指标Tk的属性值为yj( k) ( k = 1,2,…,m; j = 1,2,…,n) ,则G对T的评价矩阵为:
指标主要分为效益型、成本型以及固定型指标。其中,效益型指标值越大越好,成本型指标值越小越好,固定型指标维持某一个数值最好。故对效益型、成本型以及固定型的评价指标原始数据分别做如下处理:
其中,y'j( k) 为固定型指标yj( k) 的最优取值。经过如上标准化处理过后,得到标准化的评价矩阵X :
3. 4“作业部门—型号项目” 二维评价系数矩阵设计
为求解作业部门和型号项目的联合工时评价系数,首先运用T型矩阵表求解作业部门边际评价系数和型号项目边际评价系数。假设评价指标k的指标权重为wk,定义型号项目m在评价指标k下的评价观测值为amk,型号项目m的边际评价系数rpm为rpm= Σ1kamk× wk,定义作业部门n在评价指标k下的评价观测值为bnk,作业部门n的边际评价系数rdn为rdn= Σ1kbnk× wk。
根据求解的作业部门边际评价系数和型号项目边际评价系数,联合求解对应的 “作业部门—型号项目”二维评价系数矩阵,作业部门和型号项目联合评价系数为。
4 结论
本文从不同的作业部门对资源消耗情况的差异性,对传统的运用工时分摊费用的方法进行了改进,引进工时评价系数,构建了基于工时评价系数的非制造费用分配方法,为航天企业合理地分配费用提供了有效方法。
本文的方法不仅可以运用在航天企业非制造费用分摊方面,也可以运用在航天企业预算管理方面。制定预算指标时一方面可以根据上年度预算、决算情况制定初步的预算指标,另一方面可以根据设计、制造、运营保障等不同作业部门的工时评价系数进行预算指标的调整,制定效益最大化的预算指标。
参考文献
[1]张蕊,饶斌,吴炜.作业成本法在卷烟制造业成本核算中的应用研究[J].会计研究,2006(7):59-65.
[2]杨世忠,许江波,张丹.作业成本法在高校教育成本核算中的应用研究---基于某高校成本核算的实例分析[J].会计研究,2012(4):16-21.
成本系数 篇3
关键词:移动通信,波动系数,不均衡系数
1 波动系数统计方法探讨
现实网络的系统忙时话务量随着时间在不断变化, 这种变化的规律, 以及针对这种变化规律推理出来的统计方式是人们研究系统忙时话务量的变化的时候关注的主要问题。
图1中显示了某市1月份到11月份系统忙时话务量的变化情况, 从图1可见, 该市的系统忙时话务量在逐步增加的同时也表现出较大的波动性。
从长期变化趋势来看, 系统忙时话务量的变化主要是由用户量的增长的因素引起的 (图中的直线是采集数据的拟合曲线) ;但从短期变化趋势来看, 用户量的变化并不是影响系统忙时话务量变化的主要因素, 而是用户话务行为的变化。不计短期内用户的增长, 将系统忙时话务量按每周统计归一化, 得到用户话务行为的变化特征如图2所示。从图2可以看出, 该市系统忙时话务量的波动比较大。这里使用波动系数来表征这种系统忙时话务量的变化。
在目前针对波动系数的研究过程中, 主要使用下面两种波动系数的定义方法。设小区话务量矩阵:
1) 方法一
定义:日小区忙时话务量:
设有n个小区, 在d天n个小区0~23点内产生最大话务量的合计, 定义为日小区忙时话务量, 如下所示:
定义:月小区忙时话务量:
设有n个小区, 统计时间为1~d天。将月小区忙时话务量定义为在统计时间内日小区忙时话务量的加权平均:
公式:
2) 方法二
定义:系统最大忙时话务量:
统计时间内系统忙时话务量的最大值:
定义:系统平均忙时话务量:
统计时间内系统忙时话务量的平均值:
公式:
在网络规划和配置过程中, 这里的统计时间段通常取每个月的一周, 然后将一年的波动系数取平均值作为波动系数的最终取值。
3) 两种波动系数定义方法的比较
从以上两种波动系数的计算公式中, 可以归纳出以下几点:
a、统计特性方面
方法一中, 月小区忙时话务量考虑了小区忙时话务量的统计特性, 将小区忙时话务量近似为正态分布函数, 从而将月小区忙时定义为各小区忙时的统计平均值。这种方法比较贴近小区忙时话务量的实际情况。
方法二中, 将波动系数定义为最大系统忙时话务量和平均系统忙时话务量的比值, 这种方法在短期统计计算过程中, 与实际系统忙时话务量的趋势相差较大。
b、统计精度方面
方法一中, 虽然方法一针对短期数据的统计方法比较切合分布特性, 但由于只是针对一年中某两个星期波动系数的计算, 与长期波动系数的变化趋势差别较大。比如, 如果取值的时间段接近春节, 波动系数将明显偏大, 如果取值时间段接近年中, 波动系数将明显偏小。
方法二中, 由于方法二考虑的是最大系统忙时话务量和平均系统忙时话务量的比值, 所以从短期计算来看, 波动系数的取值明显偏差较大, 但由于计算时间考虑了一年, 这种偏差的影响能够从一定程度上得到消除。
c、计算效率方面
方法一需要对每天的小区忙时话务量进行计算和统计, 如果和方法二取值时间相同, 方法一明显需要更长时间, 但方法一只是针对一年中的两周进行统计, 而方法二针对一年中每个月的一周进行统计, 所以综合下来, 两者的计算时间相当。
两种方法各自有自己的优点和缺点, 课题研究的目标就是试图找到一个更接近系统忙时话务量变化规律, 又运算效率高的方法。
2 不均衡系数统计方法探讨
与固定用户不同, 移动用户总是处于移动状态, 用户在网络中移动造成了各小区之间的实际忙时以及忙日并不一致。由于小区的配置是以实际忙时为准, 而网络是由多个小区构成, 因此网络实际所配置的无线容量需要大于系统忙时的容量需求。
定义:系统忙时话务量
统计时间段上某天全网统计产生最大话务量所对应时刻的话务量, 如下所示:
用户移动性导致同一小区的不同时间、以及不同小区之间话务量相差较大, 对于用户移动性较强的地区, 这种差别就更加明显。通过引入小区话务部平衡系数指标能够客观反映用户的移动性。
小区话务部平衡系数=小区忙时话务量/系统忙时话务量-1
用公式表示为:
该参数的比值越大, 说明各小区忙时多不一致, 用户的移动性较强。
这种方法能够考虑小区忙时话务量和系统忙时话务量的差别, 但无法从统计特性上更准确的把握用户移动性的本质特性。下面结合各方面理论和实践分析, 探讨更为精确的定义方法。
3 新型统计方法探讨
本文在分析了大量现网数据的基础上, 对由于系统忙时话务量本身的波动和由于用户移动而造成的小区实际忙时与系统忙时不统一分别进行了分析和定义。
3.1 波动系数的定义和分析方法
从图2中可见, 该市用户话务行为的波动比较大。通过对数据进行归一化的分析, 得出均值为1, 标准方差为0.23。统计的归一化用户行为和对应的正态分布的累积分布曲线和概率分布图。统计的数据和对应正态分布的累计分布概率的相关性达到0.968, 通过对其它城市的数据分析, 发现二者的相关性一般也在0.93以上, 因此可以用正态分布函数来拟合用户话务行为的波动性。
根据前面分析, 为表征用户话务行为的变化情况, 定义系统忙时波动系数为归一化系统忙时话务量的标准方差。即:归一化系统忙时话务量的标准方差为系统忙时波动系数:
由于可以用正态分布函数来拟合用户话务行为的波动性, 而系统忙时话务量是用户数和单用户话务量乘积, 因此可以用tsAV和σs来表征系统忙时话务量的波动情况。实际统计中, 采用1+σs所达到的统计概率为84%左右, 而采用1+1.5σs所达到的统计概率为93%左右。利用tsAV和σs可以估计未来系统所承担的最大忙时话务量, 从而为交换网和无线网的配置提供依据。
1.2不均衡系数的定义和计算方法
为了表征用户的移动特性, 我们引入不均衡系数的概念。
定义:小区最大话务量:指各小区在统计时间1~d天内实际忙时话务量的最大值。
在实际采集数据进行分析时, 某个小区可能在数据采集的时间内具有较高的话务量而在其他相当长的时间内话务量偏低, 此时若采用采集时间内的最大值则可能使得容量偏大, 从而降低了实际网络利用率。
本文选择某市2010年12月1号~2010年12月7号7天时间内, 采集到有效数据的240个小区作为考察对象。为了准确配置小区, 我们对该地区的小区数据进行分析, 首先对每个小区7天内的最大值进行归一化处理, 然后对归一化数据进行统计分析。统计分析结果如下图所示:
根据统计, 该市240个小区归一化数据的统计结果与正态分布累积分布概率的相关性为0.997, 二者相关性在1+标准方差后几乎为1。据此, 我们认为可以采用正态分布来拟合小区间话务量不均衡情况。
定义:小区统计话务量:指各小区每天实际忙时话务量的均值+α*各小区每天实际忙时话务量标准偏差 (α值得不同代表不同的统计概率, 下面计算中采用α=1, 统计概率84%左右) 。
定义:不均衡系数αUm-M:以小区承担的最大话务量计算。
定义:用户移动性因子αUm-s:以小区承担的统计话务量计算。
通过以上对历史数据的计算, 得到了σs、αUm-M和αUm-s, 即波动系数和不均衡系数。从而可以得到小区忙时话务量:
由于在规划或可研的过程中可以得到未来系统需要承载的话务量 (可认为是tsAV) , 而σs及αUm可以通过统计得到, 因此可以用公式 (7) 预测未来无线网络的小区忙时话务量。
4 实际计算验证新方法和原方法的差别
本文选用2010年12月1日~12月7日, 某市240个有效小区作为考察对象, 分析现在使用的计算波动系数和不均衡系数的方法和新型计算方法计算出来的数值有多大程度的差别。
使用波动系数方法一和原不均衡系数的计算方法, 得到的波动系数和不均衡系数的变化趋势如图3所示。
7天时间统计平均, 波动系数的平均值为0.155, 不均衡系数的平均值为0.137, (1+波动系数) * (1+不均衡系数) 的7天平均值为1.313.
使用本文探讨的新型统计方法, 7天波动系数为0.082;不均衡系数:使用所有小区承担的最大话务量计算为0.206;使用所有小区承担的统计话务量计算为0.162, 平均值为0.184。 (1+波动系数) * (1+不均衡系数) 的7天平均值:使用所有小区承担的最大话务量计算为1.305;使用所有小区承担的统计话务量计算为1.258, 平均值为1.282。图4是两种统计方法对比图:
从以上针对同样数据, 使用原有和新型统计方法的计算结果可以看出:单纯考察波动系数和不均衡系数, 两种方法的差别比较大, 原因是两种计算方法的统计方式和统计规律不同;但综合考察忙时话务量和小区忙时话务量的差别, 即 (1+波动系数) * (1+不均衡系数) 可以看出, 原有计算方法得到的平均值为1.313, 新型计算方法得到的平均值为1.282, 差别不大。但由前面的分析可以看出, 本文研究的统计方法更符合话务量的实际分布情况。
参考文献
[1]陈向阳.网络工程规划与设计[M].北京:清华大学出版社, 2010.
[2]陈德荣, 刘永乾, 蒋丽.移动通信网络规划与工程设计[M].北京:北京邮电大学出版社, 2010.
[3]徐华林.专用无线通信系统话务量的计算[J].邮电设计技术, 2004, 52 (5) :950-954.
成本系数 篇4
十八大报告中强调了推进经济结构战略性调整的重要性,指出这是加快转变经济发展方式的主攻方向。提出必须以改善需求结构、优化产业结构、促进区域协调发展、推进城镇化为重点,着力解决制约经济持续健康发展的重大结构性问题。同时,也强调了要全面提高开放型经济水平,加快走出去步伐,增强企业国际化经营能力,培育一批世界水平的跨国公司。
“十一五”期间,我国对外直接投资年均增速达到34.3%。截至2011 年底我国对外直接投资累计3 823 亿美元,当年共对全球132 个国家和地区投资651 亿美元,居发展中国家首位。
2011 年国内生产总值471 564 亿元,比上年增长9.2%。其中,第一产业增加值47 712 亿元,增长4.5%;第二产业增加值220 592 亿元,增长10.6%;第三产业增加值203 260 亿元,增长8.9%。第一产业增加值占国内生产总值的比重为10.1%,第二产业增加值比重为46.8%,第三产业增加值比重为43.1%。
对外直接投资是指企业以跨国经营的方式所形成的国际间资本转移。一般认为,对外直接投资是一国投资者为取得国外企业经营管理上的有效控制权而输出资本、设备、技术和技能等无形资产的经济行为。1从整个国民经济的产业结构变化看,产业结构升级是指国民经济重心由第一产业向第二产业,进而向第三产业的升级。2加快产业结构调整,是经济发展到一定阶段的客观要求。经济发展的核心是产业结构的高级化。从根本上说,经济不断发展的过程就是产业结构逐步优化升级的过程。产业结构升级的主要原因是技术进步和比较优势的变化,而对外直接投资对于母国技术进步有促进作用,这样就使对外直接投资对产业结构升级具有促进作用。
一、相关理论
对于这一问题的争论,国内外学者提出了很多不同的观点,从理论上主要可以概括为“产业升级论”与“产业空心化论”之争。
首先介绍国外的观点。日本学者小岛清(Kojima,1976)提出了边际产业扩张论,提出一国应从处于比较劣势的产业(即边际产业)开始开展对外直接投资,进而将资源用于优势产业来促进国内产业结构升级。弗农(ver-non,1966)的产品生命周期理论指出,一国根据产品生命周期的不同,通过对外直接投资将成熟产业向低成本国家转移,自身则从事高新技术产品的研发与生产,这必然会导致投资母国产业结构的调整与升级。坎特威尔与托兰惕诺(Eantwell,Tolentino,1990)的技术创新产业升级理论认为,发展中国家的对外直接投资开始是在周边国家进行,随后为了获得较为复杂的技术会向发达国家投资,可以获得逆向技术溢出,从而促进母国的产业升级。
相反观点的主要有如下一些代表。产业空心化理论开始形成是在20 世纪60 年代。当时,美国为了绕开欧洲市场的关税壁垒,将汽车、电机等产业向西欧国家直接投资。这些行业在西欧迅速发展,最终导致美国对西欧国家的出口减少,并且要进口西欧的产品。于是,一些美国学者认为,美国出现了产业的“空心化”。Pain&Barrell(1997)对欧洲国家的研究,发现ODI对母国的贸易和就业产生负面影响。Cowling&Tom-linson(2000)的研究发现日本的跨国公司对外投资有利于大的跨国公司,但是却影响了日本国内的工业部门,导致产业的“空心化”现象。
一些中国学者对中国的对外直接投资和产业结构升级的关系进行了研究。范飞龙(2002)提出,在区位比较优势的前提下,优先选择产品供求链长、产业内贸易量大的产业进行对外直接投资以发挥其对国内产业升级的拉动效应。范欢欢和王相宁(2006)利用自回归分布滞后模型对中国ODI进行研究,发现ODI与第二产业结构正相关,与第一、三产业结构无关。冯志坚(2008)分析了发展中国家通过对外直接投资提高产业竞争力的4 个途径,提出按照梯度转移原则,实现流出FDI的产业化和国际化,将国内制造业中的成熟产业转移至其他发展中国家,为高新技术产业的发展提供空间。江东(2010)基于我国部分省份面板数据的实证分析表明,O-DI与投资省份的产业结构升级存在正相关关系,且与投资规模有关。
也有部分学者得出相反的结论。樊纲(2003)认为,当原有产业逐渐衰退时,为了生存向后进国家转移,而新的产业还没有发展,补不上转移出去的缺口,这就会形成产业空心化现象。汪琦(2004)认为,ODI引发的无序产业外移,会导致海外生产替代国内生产,使国内生产能力下降,从而产生技术流失、就业水平下降、税源转移等现象,进而造成国内产业衰退。
综上所述,国内外已有的研究对对外直接投资与母国产业结构调整的关系从不同角度作了理论与实证分析,其结论大多是对外直接对母国产业结构调整具有显著作用。但其影响到底是正向还是负向的观点不同。
二、对外直接投资对产业结构升级作用机理
对外直接投资对母国产业结构升级的影响途径可以分为以下三大类:一是通过资源寻求型对外直接投资获取海外丰富的自然资源,从而促进国内产业结构升级。首先,通过对外直接投资,能保障我国资源能源供应的战略安全,可以为整体产业升级提供资源保障和支持,从而促进产业结构升级。其次,能缓解国内资源型企业原料能源供应紧张的压力,直接增强其生产能力。再次,资源型企业获得了更好的发展后,有更多的机会向产业链更高的部门转移。
二是通过战略资产寻求型对外直接投资,促进国内产业结构升级。对发达国家的高新技术产业进行投资,获取先进技术及管理经验,通过逆向技术外溢效应,使母公司获得相关技术及管理经验,再通过示范效应和竞争效应促进国内产业内的技术升级,最后通过行业间的波及效应使前后相关联产业技术得到提升,从而促进国内产业结构升级。
三是效率寻求性和市场寻求性对外直接投资可以促进母国产业结构升级。扩大对外直接投资,转移国内产能过剩产业和边际产业到生产要素价格更加低廉的国家或地区,这可以更加有效率的配置资源,提升国际竞争力。企业在他国生产销售并出口,还可以规避国际贸易壁垒,从而寻求更大的市场。此外,由于将过剩产能转移到其他国家,国内也可将有限资源集中到更高级的产业,促进国内产业结构优化。
还有,国家的对外直接投资政策和对外直接投资的收益回馈也能促进国内产业结构的升级。尽管存在上述机理,但实践中两种相反的影响是客观存在的,理论上也有两种相反的声音。因此,采用新的方法来实证对外直接投资增长对于产业结构升级的影响就有了必要。
三、模型和数据
本文选取了2004—2011 年的对外直接投资数据,数据来源是商务部网站。与之对应,产业结构方面的数据也是这8 年的,数据来源于国家统计局。
本文对产业结构水平的衡量借鉴了产业结构层次系数,1并对之进行了改造。中国现在正处于工业化中后期阶段,第二产业的带动作用是整个经济增长的决定主力因素。考虑到中国的第三产业中传统部门占有较大比重,所以给三产过高的权数不符合中国的实际状况,有高估中国产业结构之嫌。因此,对原公式进行更合理的修改,将第二产业和第三产业赋予相同的权数为2。因此,改造后的产业结构层次系数为y=2q(3)+2q(2)+q(1)。
为了研究对外直接投资和产业升级的关系,创造了对外直接层次系数,这一系数根据中国可能获得的逆向技术溢出效应的大小而构造。公式为x=∑ab,a为地区权数,b为该地区的中国对外直接投资额在中国对外直接投资总额中的比重。权数的赋予主要根据这些地区和中国人均GDP的关系,参考在这些地区的投资行业而确定。北美和欧洲权数为10,大洋洲为8,亚洲和拉美为2,非洲为0.5。模型设定为:Y=α+βX+μ,
%
%
%
%
x和y都是二阶单整序列,存在协整关系。样本可决系数为0.711908,t检验和F检验都通过,回归结果为:y=177.1971+4.676531x。
四、结论
成本系数 篇5
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。
关键词:噪声系数,信噪比,超噪比,Y系数
参考文献
[1]王德纯, 丁家会, 程望东.精密跟踪测量雷达技术[M].北京:电子工业出版社, 2006, 3.
成本系数 篇6
涂硼正比计数管的原理是, 热中子与10B反应放出α粒子和Li离子, 之后主要是α粒子与管内填充气体反应生成电子和正离子。在电场的作用下两种离子分别向阴阳极漂移, 正离子飘逸的电场由强到弱且质量大, 因此漂移路程中获得的电场能不足以与气体发生电产生新的离子对的电离碰撞。电子不仅能与气体发生电离碰撞产生新的离子对, 新的电子又可获得能量产生更多离子对, 依次不断增殖产生气体放大的效果。
正比计数管的气体放大机制是外加电场作用下电子雪崩的结果, 其倍增过程与Townsend系数α和约化电场强度相关[7]。现有的研究都是基于以下三个假设: (1) 忽略电子和离子的复合效应; (2) 不考虑空间电荷效应; (3) 不计光电效应。本文主要介绍Diethorn[8]和Rose&Kroll[9]在不同α角度下气体放大倍数M的推导过程、相关验证及修正。
1 涂硼管内电场强度分布
圆柱形正比计数管的阳极半径为a, 电位为Va;阴极半径为b, 电位为Vb;外加工作电压V0=VaVb, 则沿着径向位置为r的电场强度E (r) 为:
可见, 随着r的减小, E (r) 开始是逐渐增大, 在靠近阳极丝半径时急剧增加。发生电子雪崩的位置也就存在于阳极丝附近较小的区域。
2 Diethorn气体倍增系数M
从微分的角度来分析, 假设气体倍增发生在r处, 则倍增点处的n个电子在电场E (r) 作用下漂移dr距离后产生的离子对数为:
式 (2) 中的α为第一汤姆逊系数, 是一个与气体性质、压强和电场强度相关的常数。常用平均电离自由程λion的倒数表示, 即α=1/λion。λion的物理意义是表示一个电子在沿电场方向漂移单位路程所产生的离子对数目, α的物理意义是表示一个电子在沿电场方向漂移单位路程所产生的离子对数目。设定在r=ro处, 初电离电子开始产生增殖, 那么电子从ro处漂移到a处产生的离子对数为:
α与气体的种类有关, 对同种类气体, α是电场强度的函数, no是初电离离子数, 则。将式 (3) 用电场强度来表示, 得出:
将式 (1) 变形为:
将式 (5) 代入式 (4) 得到:
对于α (ε) 的表达式, Diethorn将其按照线性关系来处理, 即:
将式 (7) 代入式 (6) 中得到了倍增系数M的最终表达式:
式 (8) 中, ΔV是1个电子在相继两次碰撞间从电场中获得的能量;K对应于发生倍增的最小约化场强ε/p。对于确定的气体, ΔV和K是常数, 实验上通过对不同气体做出一系列压强和半径数值下的M和V0的关系曲线, 从而定出对应不同气体的ΔV和K的数值。常见的正比计数管填充气体的参数如表1。
Diethorn倍增系数M计算式对圆柱形正比计数管的倍增系数、最小工作电压、充气气压和阴阳极尺寸等因素的研究有广泛的应用[10]。
3 Rose&Korff气体倍增系数M
Rose&Korff用电离碰撞截面σ来表示第一汤姆逊系数α, 即, N0和λion的物理意义与上文相同, 则式 (2) 表示为:
同时假定工作电压为V0时电子在ro处开始雪崩, 当V0等于阈值电压Vd时, r0=a。结合式1) 得到:, 式9) 从r0到a积分得到:
由式 (3) 可知放大倍数M与α相关, 文献表明[11]当电子的能量小于40~50 e V时, 碰撞截面σ与电子的平均能量Ee成正比, 即σ=k Ee, k是与气体的性质相关的常数。电子在两次电离碰撞间由于电场加速获得的平均能量Ee=e E (r) λion, 用电子伏特作为单位, 则:
由α=N0k Ee, 分别得出Ee和α的表达式:
将α表达式代入式 (10) 得:
进一步变形得到:
设定电子从r0到a的路程上发生电离碰撞的平均数为m, 则有:
从Rose&Korff的电离碰撞截面角度得出的气体倍增系数表达式可以看出, 气体的性质 (k) 、填充气压P、工作电压V0和阴阳极半径这些参数共同决定M值。实验结果表明, 在单原子和双原子分子气体中, 当M<102时;多原子分子气体中, 当M<104时, 各参量间的关系能很好的与式 (13) 相符合。从式 (14) 和基于Rose假设的相关实验结果可以看出, 雪崩只发生在阳极周围很狭小的范围内, 漂移电子大约经过8~9次电离碰撞后即可达到阳极。然而当放大倍数比较大时, M值随电压增加更为迅速, 实验与理论计算结果不再相符, Diethorn和Rose&Korff都面临着相同的问题, 主要原因是假设中忽略的因素开始起作用。
4 气体倍增系数M的修正
气体放大倍数不能无限制的增大, 当M值较大时则表明在雪崩过程中有更多的新电子出现, 这些新电子来自于光子在气体或阴极表面上的光电发射以及正离子在阴极上的二次电子发射。此外由于正离子漂移较慢, 会出现空间电荷效应, 即在雪崩过程中大量的正离子会集中在阳极附近, 形成正离子层减弱阳极周围的电场强度, 减小M值。分别讨论如下:
4.1 光子作用
设定入射粒子使气体直接电离产生N0个电子, 气体的放大倍数为M0, 经放大后产生N1=N0M0个电子。每个电子产生一个光电子的概率为t, 则N1个电子能产生N1t个光电子, 再次使气体电离, 将产生N2=N0M02t个电子, 然后又产生新的光电子, 不断增殖形成的总电子数为:
考虑光电效应后的气体放大倍数为:
如果M0t<1, 则利用级数可求得:
当M0t<<1时, M~M0, 这时工作电压相当于在电压计数脉冲的正比区。减小M0t的关键是减小t, 因为减小M0会使M变小, 也就造成输出脉冲的幅度减小。Rose通过充H2和CH4气体的正比管进行阴极氧化和钻孔处理, 增加了吸收光子的表面积、增大了电子的逸出功, 从而减小了产生光子的概率。另外实验表明, 在填充单原子或双原子分子气体中加入多原子分子气体, 如CH4、CO2、酒精等, 它们能够强烈地吸收光子而不发射电子, 大大降低t值。
4.2 正离子作用
在电子雪崩区产生的正离子经过大约10-3s后达到阴极, 并可能引起阴极上的二次电子发射。新的电子又有可能引起二次雪崩, 由于电子能量的限制, 二次雪崩要小于第一次。若电压足够大, 过程还会重复, 因此当输出回路你的时间常数RC<<T+时, 在继第一次雪崩脉冲以后, 将会出现一个或多个小的脉冲, 当RC>>T+时, 这些脉冲就会叠加起来造成输出幅度增大。研究表明, 阴极的二次电子发射也只有在单原子和双原子离子的作用下才比较显著。多原子离子往往是在阴极表面拉出电子中和后就会分解, 而不会发射二次电子。因此, 多原子分子也具有抑制二次电子发射的作用, 加入一定量的多原子分子气体能与单原子离子结合成为正离子, 形成猝灭效果。
5 结束语
正比计数管气体倍增的理论研究是基于一定的假设基础上得来的, 同时与约化场强和第一汤姆逊系数密切相关。Dirthorn和Rose&Korll关于汤姆逊系数的假设不相同, 但都基本上采用α与ε (r) 近似正比的关系。Dirthorn的倍增因子M与不同气体组分有关;Rose&Korll的倍增因子和起始雪崩位置、阈值电压和气体组分有关。两种公式不能普适于任意场合, 需要根据特定的对象进项查表或实验标定。同时也可得出正比计数管的倍增空间在102~104之间, 在正常工作电压和常规气体组分情况下, 理论公式可为正比管的参数研究提供理论依据。
参考文献
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成本系数 篇7
冬季热工计算是以阴寒天气为准, 不考虑太阳辐射作用, 但这并不意味着太阳辐射对建筑保温没有影响。太阳辐射热是影响建筑热过程的主要热源, 也是建筑热环境四个参量中影响最大的一个, 实际上, 建筑师设计房屋时, 总是要争取良好的朝向和适当的间距, 以便尽可能得到充分的日照。规范中对围护结构传热系数的修正也是考虑到太阳辐射热和天空辐射热的影响。由于考虑了太阳辐射热的补充作用, 实际从围护结构传出的热量并没有我们在理想状态下所计算得到的多, 即kw·eff<kw, 在冷热负荷计算中, 采用有效传热系数 (kw·eff) 可以减少冷热负荷量, 使建筑在满足室内热环境要求下, 消耗能量减少。
因此从节能的角度上来看建筑热工设计, 我们不但要采用降低墙体、屋面窗户的传热系数, 增加隔热保温材料厚度来达到节约建筑能耗的目的, 更应该充分考虑到太阳辐射的作用。
1 围护结构传热系数的修正系数的意义
随着科技的发展, 能源问题已成为全球共识的问题, 2010年陕西省要完成从建筑节能50%到节能65%的过渡, 我们就不能忽视太阳辐射和天空辐射对围护结构传热量的影响, 因此就引入了围护结构传热系数的修正系数。由于围护结构不同部分在太阳辐射和天空辐射作用下所吸收热量程度各不相同, 因此节能设计规范根据不同地区和不同朝向给出了修正系数取值的一个参考值。 本文旨在评价这一参考值的准确程度, 在这里只对墙体的传热系数修正系数进行检验。
2 外墙传热系数修正系数的计算模型及分析
2.1 外墙传热系数修正系数的计算模型
外墙有效传热系数计算公式:
其中, kw·eff为外墙的有效传热系数, W/ (m2·K) ;kw为外墙原传热系数, W/ (m2·K) ;tsol·eq为太阳辐射当量温度, ℃。
其中, ρ为外表面的太阳辐射吸收系数;I为垂直面上的太阳辐射照度, W/m2;αe为外表面换热系数, W/ (m2·K) 。
2.2 公式分析
把式 (1) 代入式 (3) 中得:
因此, 从公式推导中可以看出围护结构传热系数的修正系数与围护结构的原传热系数无关, 即与围护结构的构造无关。
3 外墙传热系数修正系数的实例计算
3.1 实例说明
3.1.1 选择围护结构
取一典型的采暖地区的外围护结构构造如图1所示, 取其朝向为正南向。
3.1.2 气候条件
1) 已知西安地区冬季室内计算温度为ti=16 ℃~18 ℃, 设计计算用采暖期天数为100 d, 室外平均计算温度为te=0.9 ℃。2) 西安的冬季太阳辐射照度采用《民用建筑节能设计手册》附录九的冬季太阳辐射照度。
3.2 计算过程
1) 已知条件。
取西安地区气候特点, 对围护结构传热系数的修正系数εi进行计算。室内计算温度为ti=18 ℃, 室外平均计算温度为te=0.9 ℃。外围护结构表面材料为水泥砂浆, 其ρ=0.48, 取其冬季太阳辐射照度为各月垂直南向照度的加权平均值。
2) 计算。
由式 (2) 得:
求结构原传热系数:
由式 (1) 得有效传热系数为:
由式 (3) 得修正系数为:
因此得出的传热系数的修正系数εi比规范上的传热系数修正值 εi=0.79 (南向外墙) 大0.087。
用同样的计算方法分别对以下列出的条件下的传热系数的修正系数进行计算。
条件:1) 室内计算温度分别取ti=16 ℃和ti=18 ℃。2) 冬季太阳辐射照度分别取最大值Imax、最小值Imin和加权平均值
根据上述条件, 得出计算结果如表2所示。
4 数据分析
1) 室内计算温度取值分别为ti=18 ℃和ti=16 ℃时, 当其他条件相同时, 其ti=16 ℃时所得的εi值更接近规范上的值。2) 计算中所采用的冬季太阳辐射照度取的是昼夜平均值, 其值越大, εi越小。3) 外表面材料的吸收系数ρ越大, 所得的εi越小。而且可以从表2中看出, ρ值的取值是决定修正系数的主要因素。
5 结论与建议
在《民用建筑节能设计标准》 (采暖居住建筑部分) 规范中, 规定西安地区南向外墙围护结构传热系数的修正系数εi=0.79, 从数据来看, 规范中取的εi值普遍低于验算得的值, 因此我们可以认为在规范中εi的取值高估了太阳辐射的作用。
由以上的图表我们可以看出, 外围护结构的构造, 太阳辐射照度, 室外计算温度对围护结构传热系数的修正系数影响不大, 其修正系数主要取决于建筑外围护结构外表面对太阳辐射的吸收系数, 即主要取决于外表面的材料, 为了获得比较大的材料吸收系数, 在建筑设计中对材料的选择是尤为重要的。
对于建筑外围护结构传热系数修正系数的取值, 在规范中, 由于高估了太阳辐射的作用, 使在计算冷负荷时所采用的有效传热系数取值偏小, 则在计算负荷量时所得值也偏小, 进而影响了采暖计算所要求的热量。造成的结果就是冬季室内温度达不到规范的要求, 因此我们建议应对规范中的传热系数的修正系数做再一次的修正。
摘要:通过实例对规范中的围护结构传热系数的修正系数取值情况进行了评价, 通过验证得出规范中的修正系数的取值比验算值偏小, 即在规范中高估了太阳辐射的作用, 并得出应对规范中的修正系数值做再一次的修正的结论。
关键词:围护结构,传热系数,修正系数,太阳辐射
参考文献
[1]杨善勤.民用建筑节能设计手册[M].北京:中国建筑工业出版社, 1998.
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