值周个人总结精选(九篇)

第1篇：值周个人总结范文

值周校长制度的具体实施过程：

在上学期末，学校政教处首先制定了《实验中学学生自主管理实施方案（试行）》，并在七、八年级选了五个班级进行了试行，积累了一定的经验后，这学期开始在全校正式实施。在试行及正式实施过程中，我们先后对实施方案及相关的问题进行了不断的修正和改进，修正了遗漏，完善了不同的表格。在各位班主任老师的大力支持和积极配合下，值周校长制度进行地比较顺利，值周效果也日渐明显。值周校长带领本班值周小组对学校的卫生、考勤、两操、学生的行为规范、早中自习的纪律以及其它一些日常事件进行了全面管理。周一值周校长要进行施政演说、每天课间会要作工作小结、每周五要作一周工作总结，对值周人员要进行合理分工，督促各个岗位恪尽职守，值周校长制度形成了一套较为完善的工作流程。另外值周校长每天对各值周成员收集到的情况进行汇总、整理，每周五对一周的情况进行核实打分。学校政教处则对他们的值周活动进行全面的跟踪和指导，对在值周中出现的问题及时进行反馈和纠正。值周校长一周的汇总分数将会作为一学期班级考评的主要依据。

值周校长制度实施后的收获：

1、值周校长制度的实施较好地弥补了原学生会值周的不足，通过不同班级的轮流值周，使值周的结果更加公平，值周力度也明显加强。原来学生会值周时总是几个学生会干部在值日检查、记录，时间长了，值周就有些流于形式，存在的问题也没有在值周检查中被查出来，值周的记录结果往往经常都是好，没有达到值周的目的。而值周校长制是由各班轮流实施，值周人员在轮流更换，这样就始终保持了值周人员的值周热情，另外，值周的岗位分得很细，值周人员的所管岗位相对单纯，也就有精力使检查更深入细致，检查结果也就更真实，最后也就使对班级的评价更加公平和合理。

2、值周校长制度的实施提高了学生的主体意识和创新意识，充分调动了各班参与学校管理的主动性和积极性。值周校长轮到某个班，这个班就是学校工作的管理者，它需要全班同学群策群力，不断创新，才能较好地完成值周任务。虽说值周的人员就十几个人，但他们的值周行为却代表着整个班级，所以全班同学都需要围绕值周活动来献策出力，支持协助这十几个人完成任务，这样班级的积极性就被调动起来了，学生的主人翁意识也就体现在了值周活动之中。

3、值周校长制度的实施提高了学生的管理水平和协调能力，与人合作的意识明显增强。成功完成值周任务，不是某一个人就能做好的，它需要大家的齐心协力，协调、合作是在值周活动中必须面对的问题，另外值周校长的管理水平也非常重要，值周活动是否细致、是否到位，与值周校长的管理水平息息相关。在值周活动中，值周校长及值周人员会不断积累工作经验，工作能力也会逐步提高，优秀的学生干部也就会不断涌现，同时也使全班同学多了一份责任，多了一份集体观念，更多了一份协作精神。

4、值周校长制度的实施，强化了学生的自我管理意识，提高了学生的自我管理能力，使全校学生自我约束能力明显增强。通过值周岗位的深入和细化，校园内处处有岗位、处处有监督，促使全校学生自己管住自己，不文明行为得到了有效地扼制，好的行为习惯在监督检查中逐渐形成。实施值周校长制度以来，校园内的卫生状况有了较大的改善，学生的行为习惯也有了较大的提高，值周成果日益凸现。

对值周校长制度的几点思考：

1、值周校长制度要取得实效，除了政教处组织安排以外，还必须在班主任老师的全程辅助和支持下开展工作，否则，效果会大打折扣。

2、值周人员的选配须得力、精干，特别是值周校长的人选不可随意，人员选配合适是值周活动顺利的前题。

3、值周活动中，信息的反馈要及时，特别是值周校长与值周人员间的信息反馈，在实施过程中，曾多次出现值周人员查到的情况没有反馈给值周校长，造成记录出错，影响了值周效果。

4、参与学校值周时，本班的工作和管理不能放松，不能抓了学校丢了班级。

5、值周活动中，人员分工要合理，岗位安排要到位，岗位职责要明确，切怠齐上齐下。

6、值周班级在值周过程中，各值周成员必须坚守岗位，不得紧一时松一时。

第2篇：值周个人总结范文

关键词：经济周期；波动来源；方差分解

[中图分类号]F592.7;F224 [文献标识码]A [文章编号]1009-9646（2012）4-0008-02

一、引言

经济周期是宏观经济研究的核心之一，而经济周期性波动的来源是什么？实际经济周期理论认为技术冲击是造成经济周期性波动的主要因素；凯恩斯主义理论认为经济波动主要是由于资本边际效率的波动造成的；投资过度理论将经济的周期性波动归因于投资过度；货币主义理论认为货币供应量的变化引导了经济周期的发生；金融经济周期理论认为银行信用是经济周期的最主要原因。

二、数据获得与处理

本文所采用的数据根据历年《中国统计年鉴》，《中国国内生产总值核算历史资料：1952―2004》，并进行计算整理得来。

三、从需求视角考察我国经济周期性波动来源

（1）由于支出法国内生产总值增长率可以拆分成消费、投资和净出口的加权增长率，即：

（2）如果将消费、投资和净出口的加权增长率设为三个变量，则这三个变量之和的方差可以拆分成消费、投资和净出口三个组成成分的方差及成分间的协方差。因此，我们可以采用下面的公式来计算各成分对国内生产总值增长率方差的总贡献。

改革开放以来三个周期中支出法国内生产总值各成分加权增长率的波动对国内生产总值增长率方差的贡献，以及1979―2010年支出法国内生产总值各组成成分加权增长率的波动对国内生产总值增长率方差的贡献，结果见表1。

表1 支出法国内生产总值各成分加权增长率的波动对其增长率方差的贡献

在上世纪80年代和90年代，国内需求是我国经济周期性波动的重要来源，外需则是经济波动的平稳项。这已为标准的凯恩斯主义经济学所阐述：消费、投资等国内需求的上升，导致进口增加，因而净出口与消费、投资存在着负相关关系。进入21世纪后，外部需求则业已成为经济波动的一个重要来源，净出口占我国国内生产总值的比重显著上升且波动较大，从2000年的2.7%上升至2007年的8.8%，至2009年又大幅下降至4.3%。其对支出法国内生产总值波动的贡献率在2000―2009年的周期中达到77%，这是前所未有的，反映了中国经济融入全球经济以及进出口波动对中国经济波动贡献增强的事实。

进一步将21世纪前10年与20世纪最后10年进行比较，可发现方差贡献率下降最明显的是投资而不是消费，这表明投资增长的平稳性提高了。

四、从供给视角考察我国经济周期性波动来源

假设生产函数为规模报酬不变的柯布――道格拉斯形式：

整理上式得：

总产出增长率可以分解为全要素生产率的增长率、加权资本投入的增长率（权重为）及加权劳动投入的增长率（权重为）之和。

表2 内涵增长与外延增长的波动对总产出增长率方差的贡献

由表2中数据可以得出，改革开放至今任何一个经济周期都与全要素生产率增长率的波动密切相关，全要素生产率增长率的方差贡献率远大于要素投入增长率的方差贡献率。

对这一结果的解释，可从两个视角出发，一是从科研投入增加、教育经费支出增加中寻求解释；另一个方向是结合上世纪80年代蓬勃发展的乡镇企业，将大量农村劳动力吸纳到农村轻工业化过程，之后是数以亿计的农村劳动力向东部沿海城镇转移。在城市化快速发展时期，一方面，农村部分劳动力向城市转移，其劳动生产率明显提高；另一方面，由于农村一部分劳动力转移到城镇，缓解了人口与耕地的矛盾，留下来的农民的劳动生产率也会有所提高。不过由于户籍、社会保障等制度性原因及外需疲弱等外部需求因素，导致农村劳动力周期性回流。

本文通过采用历年中国统计年鉴中分城乡就业人员的统计数据，估计出自1996年始，每年由农村向城镇转移的新增劳动力人数，将其除以上一年的城镇就业总人数，得到新增进城农民工占上年城镇就业人员数比重的时间序列，如图1所示。

人员数比重与国内生产总值指数比较

经计算，新增进城农民工占上年城镇就业人员数的比重与国内生产总值指数时间序列的相关系数为0.6816，属中度相关。就业人员所属产业的结构性变化可能是上世纪90年代以来我国经济周期性波动一个主要原因。

本研究得到2011年度中央高校基本科研业务费学生专项资助，项目编号：11ZYXS53。

第3篇：值周个人总结范文

娄文妍、岳晓光（2012）提出用隐含语义统计模型结合的方法探讨企业资产结构和营运能力存在的相关性[5]。杜剑、刘洁（2013）以10家白酒企业上市公司为样本，采用逐步回归法，得出企业营运能力与盈利能力正相关，企业流动资产周转率的提升可以达到未来年度增加利润的目的[6]。知识经济时代，企业之间的竞争已不仅是物质与物质之间的竞争，更重要的是知识与知识的竞争。以知识为核心的智力资本，已经成为企业获取竞争优势、价值创造和绩效提升的战略性资源。学者南星恒（2013）认为智力资本是以个人智力资本为根源的、企业拥有的、能够创造价值的知识资本，这种知识资本是在企业内外环境共同作用的基础上形成的具有一定价值创造能力的组织知识[7]。同时，他将智力资本按三元论来进行划分，即将智力资本划分为人力资本、结构资本和关系资本，并将结构资本进一步划分为创新资本和流程资本。人力资本是员工知识与技能的总和，它凝结在个人体内，通过个人对物质的能动作用，使企业物质资本效用最大化。创新资本是企业投入于企业研发创新活动的资本，它是企业获取竞争优势的动力，其价值的实现在于企业各项专利技术或专有技术的形成。流程资本是企业投入用于维护企业内部良好运营，维持企业形象的资本。关系资本是企业为了保护其利益相关者（如客户、供应商、政府等）关系而投入的资本。马弗蒂斯（Marvidis，2004）以日本银行业为样本，研究智力资本与银行绩效的相关性，结果证明企业价值与物质资本有正相关性，但能够将智力资本良好运营的银行，其价值增值更为显著[8]。傅传锐（2007）选取2002～2004年A股信息技术业上市公司为样本，研究得出人力资本和物质资本对企业绩效具有显著的正向影响，且随着公司业绩的不断提高，两者的效应分别表现出逐步增强和减弱的相反的趋势，只有在运营较佳的公司中结构资本才会对企业绩效产生积极影响[9]。李冬伟、李建良（2011）以我国高科技企业为样本，采用探索性和验证性因子分析的实证研究方法，以知识价值链为理论基础确定智力资本构成要素，研究结果表明，不同的智力资本要素在企业价值创造的过程中所起的作用不同[10]。纵观国内外有关营运能力与企业智力资本的研究，大部分学者致力于营运能力影响企业盈利能力、资产结构和企业绩效以及智力资本与企业绩效、发展能力关系的研究，鲜有探索企业对智力资本的投入与企业营运能力的研究。因此本文从财务指标着手，考察智力资本投入与企业营运能力的相关关系。本研究拟运用实证研究的方法探讨智力资本与营运能力相关因素的关系，以进一步完善相关理论。

二、研究假设

企业的资产是指某一经济实体拥有或控制的、能够带来经济利益的全部资产。按照其流动性可将其分为流动资产与非流动资产。流动资产是企业具有流动性的资产，是企业进行盈利活动的主要工具。企业资产的流动性，一般是指企业资产转换为现金的能力。车嘉丽（2009）认为流动性可从短期和长期两个角度来考虑，长期流动性或结构流动性表现为资产和资本的最佳构成，影响企业现金获取的能力；短期的或实际的流动性，影响企业即时支付能力[11]。企业对智力资本的投入，目的是为了实现经济增长和收益的增加，从而实现资本增值。优质的员工培训、良好的流程运营、可靠的客户关系及企业具有活力的创新活动，都可以使企业现金获取能力增加，及时支付能力变强，也就是使企业资产具有流动性。长期资产，或称非流动资产，是企业持有的、没有及时变现意图的资产，其主要作用是维持正常的生产经营活动，保证企业生产的有序进行。长期资产周转的快慢，主要由企业非流动资产存量及当期收入的实现来决定的。而智力资本是企业长期投资累计得到的结果。企业智力的结晶形成了智力资产，其变现能力差。企业对智力的投资决定了企业智力资产规模大小的同时，它又影响着企业其他长期资产的周转，企业内部流程的良好运营以及对利益相关者关系的投资决定了企业收入的实现，研发创新活动也可以提升企业营运能力，为企业创造价值。因此，企业对智力资本投资影响企业流动资产与非流动资产的过程，也就是影响企业总资产的过程。基于此，我们提出以下假设：H1：人力资本投入与企业总资产周转率存在正向关系。H2：关系资本投入与企业总资产周转率存在正向关系。H3：创新资本投入与企业总资产周转率存在正向关系。H4：流程资本投入与企业总资产周转率存在正向关系。针对以上假设，本文建立回归模型：TATit=α0+α1HCit+α2CCit+α3InCit+α4PCit+α5Size+α6Mperce+α7Bdiligent+α8Dposition+α9Committees+ε其中，it代表第i个样本第t期，IT表示存货周转率（InventoryTurnoverRatio），RT表示应收账款周转率（ReceivablesTurnoverRatio），CT表示流动资产周转率（CurrentAssetsTurnoverRatio），LT表示（LongTermAssetsTurnoverRatio），HC表示人力资本投入（HumanCapitalInvestment），CC表示关系资本投入（ClientCapitalInvestment），InC表示创新资本投入（InnovationCapitalInvestment），PC（Proce-dureCapitalInvestment）表示流程资本投入。此外，企业资产规模会影响规模效应、议价能力等，同时也会影响企业竞争力，导致绩效方面的差异，因此本文选用企业规模（SIZE）作为控制变量。而公司治理的好坏，也决定了企业营运效率是否良好。因此，本文也采用管理层持股比例（Mperce）、董事会勤勉度（Bdiligent）、两职合一（Dposition）以及四委个数（Committees）作为控制变量，以提高回归方程拟合程度。其中，①企业规模（SIZE）：企业总资产的自然对数。②管理层持股比例（Mperce）：管理层成员持股数/总股数。③董事会勤勉度（Bdiligent）：Ln（1+董事会开会次数）。④两职合一（Dposition）：董事长与总经理是否为同一人，是为1，否则为0。⑤四委个数（Committees）：Ln（1+董事会专门委员会设立个数）。

三、实证研究

（一）变量选取

1.指标选择本文描述企业的营运能力，采用总资产周转率作为衡量指标。其度量指标，本文采用销售收入/期末总资产平均余额，期末总资产平均余额=［（期初总资产余额）+（期末总资产余额）］÷2。针对智力资本的指标选取，本文支持学者南星恒（2013）的观点，智力资本的形成都是企业从设立以来长期不断积累的结果，是智力资本投资的结果[7]。对于智力资本度量的指标选取上，进行如下改进：用支付给职工以及为职工支付的现金替代应付职工薪酬来描述人力资本投入，原因是企业各期计提的应付职工薪酬不一定都以现金方式分配给职工，各期应付职工薪酬中存在一部分重复；用2007年无形资产总额与6年研发支出合计额替代无形资产来描述创新资本，原因是企业无形资产里包含有与企业创新活动无关的土地使用权等，其对无形资产的影响较大，同时，我国大多数上市公司对研发活动的不重视导致研发支出为零，只用研发支出也无法完全反映出企业的创新资本；用管理费用代替各会计年度支付其他与经营活动有关的现金，原因是现金流量表中的该项目包括捐赠现金支出、罚款支出、支付的差旅费、业务招待费现金支出、支付的保险费等，其他现金流出如价值较大的，应单列项目反映，这一项目并不能够全面反映企业良好的内部运行，对流程资本的描述欠妥。2.数据样本选择本文选取新会计准则实施后2007~2012年间所有在上海和深圳证交所进行交易的A股上市公司作为初始样本（共1479家上市公司），并对样本公司按如下顺序进行筛选：（1）剔除新会计准则实施后上市的公司；（2）剔除期间曾被ST、PT以及退市的上市公司；（3）剔除期间任一年度所需变量数据缺失的上市公司。同时，根据中国证监会（CSRC）制定的《上市公司行业分类指引》（2012年版），选择了沪深两市1040家上市公司2007~2012年间连续6年的平衡面板数据。所有财务数据取自CS-MAR（国泰安）数据库。

（二）实证分析

1.描述性统计从相关性分析表中可以看出：企业智力资本投入中，人力资本投入均值最大，流程资本投入次之，关系资本投入较少，而创新资本投入最小。关系资本标准差最大，流程资本标准差最小，总资产周转率均值为0.618，标准差为0.338。智力资本各要素与企业营运能力的相关关系中，总资产周转率与企业人力资本投入，关系资本投入和流程资本投入在1%的水平上存在正相关关系，说明企业智力资本的投入对企业营运能力存在积极的推动效应。而与创新资本的相关性并不显著，其原因可能是我国企业对研发创新活动的不重视导致的。控制变量与营运能力的相关性中，企业规模对总资产周转率、高管持股比例、两职合一、四委个数的相关性不显著，董事会勤勉度与总资产周转率在1%的显著性水平下存在负相关关系。2.回归分析通过回归系数表可以看出，模型R2和Adj.R2均大于0，F值均在1%的水平上显著，说明该模型有较好的拟合度，可用该回归直线解释。D-W值在2附近，说明模型不存在自相关性。从其回归结果来看，上市公司总资产周转率与其人力资本投入、关系资本投入和流程资本投入存在正相关关系，且都通过了T检验，这支持了假设1、假设2与假设4，说明企业对人力资源、客户关系、流程维护的投入，能够提高企业的营运效率，而创新资本的投入与企业总资产周转率存在负相关关系，并且通过了T检验，拒绝了假设3，其原因一方面由于国内企业对研发创新活动的不重视，另一方面由于无形资产中包含了土地使用权的价值，致使对创新资本的度量不够精确。

四、结论与讨论

第4篇：值周个人总结范文

关键词：企业价值;营运资本管理效率;管理政策;主成分分析;倒U型

一、引言

营运资本管理主要是对企业经营过程当中的流动资产和流动负债进行管理，属于短期财务管理范畴，其涉及面可以延伸到生产经营的各个方面。因此营运资本管理对企业价值有着非常重要的影响，从营运资本管理角度入手如何提升企业价值也就成为了一个非常现实的问题。与长期投资、筹资管理类似，营运资本管理也需要科学而规范的政策作指导。营运资本管理既要有量的把握，又要有质的体现;既要保持企业的流动性，同时又要提高企业的收益性。然而自MM理论问世之后，现代财务理论研究就没有偏离过长期财务决策的范围，对短期财务管理研究涉及较少，从而形成了理论上的空白点。

二、文献回顾

就营运资本管理效率而言，Deloof（2003）、 Wohrmann et al.（2012）等发现应收账款周转期、存货周转期与盈利能力显著负相关，表明加速存货和应收账款周转有助于提高公司绩效，进而促进企业价值上升。Garcia-Teruel（2007）、Raheman and Nasr（2007）、Enquvist et al.（2012）通过实证也发现了提高营运资本管理效率有利于增强企业的盈利能力。孔宁宁 （2009）等研究发现，公司盈利能力与反映营运资本管理效率的综合指标现金周转期显著负相关，而且与现金周转期的各组成部分应收账款周转期、存货周转期和应付账款周转期显著负相关，研究结果表明实现营运资本的高效周转能够提高公司盈利能力。袁卫秋（2012）以2000-2009年的数据为研究对象，实证得出了类似的研究结论。

就营运资本管理政策而言，Weinraub等（1998）通过研究发现，营运资本管理政策具有显著的行业差异，相对激进的营运资本投资政策伴随着相对保守的营运资本融资政策。Nazir等 （2008）采用ROA和托宾Q值计量公司价值，分析得到流动资产比例与托宾Q值和ROA显著正相关，而流动负债比例与托宾Q值显著正相关，与ROA显著负相关。表明营运资本投、融资政策越保守，企业业绩越好。国内关于营运资本管理政策的代表性研究主要有刘运国（2001）和汪平等（2007）。刘运国等（2001）研究发现流动资产比例和流动负债比例呈同向变动，企业盈利能力受到营运资本管理策略影响。汪平等（2007）以流动资产/总资产、流动负债/总负债代表营运资本投、融资政策，通过研究发现，营运资本投、融资政策在回归中均不显著，表明营运资本政策对企业绩效没有显著影响。

三、理论推导与研究假设

设CASH代表现金流量、I代表资本成本、t代表时间序列，则企业价值FV=nt=1CASHt（I+I）t。设PRO表示税后经营净利润、DEP表示折旧摊销，则营业现金流量CASH=PRO+DEP。缩短存货周转期与应收账款周转期，有利于加速资金周转、在有限的时间内实现更多次业务循环、产生更多PRO，使企业在同等期间内实现更大数量的税后经营利润，从而有利于促进企业价值提升。延长应付账款周转期，使其与业务循环周期趋于一致，则能够利于企业充分使用外部资金完成业务周转资金需要、避免产生过多的资金成本，从而为实现更多的PRO创造条件。基于此，提出假设：

H1：存货周转期、应收转款周转期与企业价值负相关

H2：应付账款周转期与企业价值正相关

根据CAPM模型，投资要求的必要报酬率I=Rf+β*（Rm-Rf），由于信息不对称缘故，企业流动资产投资较少，则表明经营风险较大，投资者对β就会做出较高的估计，导致资本成本I上升，引起企业价值下降。如果持有较多的存货，虽可避免停工待料、抓住销售机会，但流动资产盈利性不如长期资产，持有流动资产过多会降低企业的盈利性，从而降低企业价值。基于此，提出假设：

H3：营运资本投资政策与企业价值呈倒U型相关关系

与长期资金相比，短期资金用资费用、筹资费用较低且筹资时间短、筹集速度快。当采用较多的流动负债满足流动资产资金需求时，由于流动负债的利率以及筹资费用都较长期负债低，因而可以获得资本成本降低的优势，从而使得企业价值得到提升。此外，企业有相当规模的流动负债不需要花费成本，可以使得企业无成本使用这一部分资金，从而也减少了企业的用资成本。基于此，提出假设：

H4：营运资本筹资政策稳健度与企业价值负相关

四、变量设计与模型设定

（一）变量设计

本文主要包括营运资本管理效率、投资政策、筹资政策三个自变量。因变量企业价值，通过主成分分析法，将反映企业成长性及盈利性的指标降维为一个更具代表性的综合性指标。具体变量设计如表1所示

表一变量设计

（二）模型设定

根据研究假设以及变量设计，本文设定如下多元回归模型：

FVit=β0+β1* LNDSIit+β2* LNDSOit+β3* LNDPOit+β4*LIQP2it +β5* TACCit+β6* DFLit +β7* RGSit+ξ0

模型当中βi（i=0、1、2、3、4、5、6、7）表示回归系数，ξ0表示残差，E（ξ0）=0

五、样本选取与实证分析

（一）样本选取

本文总样本时间跨度为2006―2012年，共7年。样本对象为我国A股制造业和零售业上市公司。样本剔除主要依据以下三个原则：（1）剔除ST、*ST类型的样本;（2）剔除数据缺失的样本;（3）剔除指标异常的样本。经整理得到制造业样本650个，零售业样本88个，共738个有效样本，7年共计56826个有效观测值。最终本文建立了以7年为时间跨度、以738个样本为截面的面板数据。数据处理采用EVIEWS7.0软件。

（二）实证分析

2.1 描述性统计

表二是关于样本总体、制造业样本以及零售业样本的营运资本管理效率、营运资本投资政策、营运资本融资政策的描述性统计结果。

表二样本总体/制造业/零售业描述性统计

表二表明7年来我国A股制造业、零售业上市公司营运资本管理效率整体较好，存货周转期对数、应收账款周转期对数以及应付账款周转期对数平均值均在3至4之间，对应的周转期天数大致在20天至50天之间（由于采用对数形式，因此周转天数可以采用指数换算，如应付账款周转期对数平均值为3.3275，则周转期天数等于e3.3275-1）。从反映投、筹资政策变量的统计结果看，无论是总样本还是子样本，流动资产大约占总资产的50%，营运资本投资政策较为稳健，样本总体易变现率平均值为-0.0023、制造业为0.0305、零售业为-0.2433，说明从整体看样本的营运资本筹资政策较为激进，且主要是零售业样本驱动的结果。

2.2企业价值主成分分析

表三从总资产收益率、总资产增长率、净资产收益率以及托宾Q值等四个方面反映了企业价值的主成分分析结果。

表三主成分分析表

从第一主成分得分系数看，总资产收益率、托宾Q值达到了0.7134和0.6174，反映了盈利能力以及成长能力对企业价值的作用。总资产增长率以及净资产收益率的第二主成分得分系数均达到了60%多，从资产、资本投入以及产出的角度反映了对企业价值的决定。最终本文根据主成分分析法的计算原则将所选取的指标转化成为了企业价值的综合计量指标。

2.3回归分析

进行多元回归分析之前，为避免出现伪回归的可能，本文运用ADF检验方法进行了单位根及协整性检验。检验结果表明不存在单位根并且回归模型稳定（T统计量分别为：18364.3、1455.202;P值均为0）。由于面板数据回归分析可以采用固定效应模型也可以采用随机效应模型，因而本文运用HUSMAN检验以确定回归模型的选取。检验结果显示Chi-Sq. Statistic统计量为53.9768，P值为0，因而可以拒绝原假设（采用随机效应模型），而选用固定效应模型进行多元回归分析。

表四多元回归检验结果

表四按照样本总体、制造业以及零售业分别进行了多元回归检验。回归结果的R方均在75%以上， P值显著为零，表明多元回归统计模型的拟合优度较好。回归结果表明存货周转期和应收账款周转期与企业价值负相关，而应付账款周转期与企业价值正相关。从营运资本投资政策平方项的回归系数看，总体及子样本结果均显示为负，表明由于流动资产的“二重性”使得营运资本投资政策稳健度与企业价值成倒U型的关系。从营运资本筹资政策替代变量TACC看，总体回归系数和制造业样本回归系数都为负，分别在1%和5%的显著性水平下显著，表明较多采用流动负债融资有利于企业实现资本成本降低的好处，使得企业能够享受较低的用资成本。由控制变量回归结果可知，财务杠杆系数与销售增长率系数在总体和子样本中均回归显著，说明随着财务风险增加，企业价值会受到不利影响，因而企业应当适度负债、维持最优的资本结构;销售增长与企业价值正相关，增强企业销售能力有助于增强企业竞争力、提升企业价值，因而企业应当制定最优的销售政策以实现企业价值最大化。

六、结论与建议

本文通过采用主成分分析法和多元回归方法，检验了营运资本管理效率、投融资政策对企业价值的影响，研究发现：（1）提高营运资本管理效率有助于提高企业价值;（2）营运资本投资政策与企业价值呈倒U型的关系，即对于企业来说，存在一个最佳流动资产持有量; （3）营运资本筹资政策稳健度与企业价值负相关，采用流动负债融资有利于提升企业价值。客观而论，提高营运资本管理效率应当注重存货日常经济批量管理，制定合理的销售信用政策，努力提升人员的谈判技能，争取最佳还款期限。在营运资本投资政策制定过程中，管理层应当结合企业自身实际情况，合理确定流动资产总体保有量，政策制定的结果应当能使风险性和收益性达到均衡。在营运资本筹资政策制定过程中，应当合理使用流动负债满足流动资产的资金需求，降低企业的用资成本。

[参考文献]

[1]Deloff， M. （2003）.Does working capital management affect profitability of Belgian firms？Journal of Business Finance and Accounting， 30， 573-587.

[2]孔宁宁等.营运资本管理效率对公司盈利能力的影响： 基于中国制造业上市公司的经验证据.南开管理评论，第12卷， 2009

[3]袁卫秋.上市公司营运资本管理政策研究：基于制造业的经验证据. 金融研究.第4期.2012

第5篇：值周个人总结范文

关键词：负荷平衡； 技能链； 生产系统； 多技能

基金项目：国家自然科学基金项目 （70971026）；广东省自然科学基金项目（9151009001000045）；广东省普通高校人文社科重点研究基地建设项目（08jdxm63004）。

作者简介：廖丽平（1981-），女，福建厦门人，广东工业大学讲师，博士，主要从事系统工程、工商企业管理研究；刘绘珍（1979-），女，河南尉氏人，郑州航空工业管理学院讲师，博士，主要从事生产运作研究；张毕西（1954-），男，广东梅州人，教授，广东工业大学管理学院院长，博士生导师，主要从事生产系统控制与优化、人力资源管理研究。

中图分类号：F406.2文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0092-05收稿日期：2011-07-18

引言

生产系统中员工柔性主要表现为员工掌握多项技能，技能数量和技能分布决定着员工柔性，进而决定系统的柔性和效率。提高员工柔性可平滑生产中的需求波动，弱化生产系统的突发事件（员工流失、缺勤等）；也可以减少制品库存，缩短完工期。而提高员工柔性会增加员工培训成本，且给员工带来了学习的压力，进而对生产系统造成负面影响。在满足生产需求前提下，笔者研究何种技能分布使员工技能总人次最少，从而节约培训成本。

生产系统中，员工掌握多少技能和哪些技能能够有效地平衡生产是提高员工柔性的关键问题。多技能员工在不同工序交叉作业，通过合理分配作业时间使生产线保持平衡。笔者比较2种技能分布模型：负荷平衡模型（CP—cherry picking）和技能链模型（SC—skill chaining）。负荷平衡模型是负荷轻的员工直接协助负荷重的员工。技能链模型是员工技能构成链，可直接或间接地协助负荷重的工序。如图1和图2，5道工序5个员工的串行生产系统，图中实箭线表示产品加工的流动方向，虚箭线表示箭尾节点的员工协助箭头节点的工序。图1中的工序2和工序5负荷较重，分别由负荷较轻的工序1和工序3、4对应员工协助。图2中的a图中，各工人掌握2项技能，员工技能构成链，无论那道工序负荷过重的员工均可沿着此链直接或间接地协助以平衡生产线。技能链并不一定是连续向下游工序延伸，也可向上游工序或中间不连续，只要技能构成链即可。但实际生产线上会经常性地出现某些工序负荷较重，完整技能链会使部分员工部分技能很少使用或闲置，可采用不完整技能链。图2中的b图是不完整技能链图，若工序2负荷较重，工序3负荷较轻，无需工人2协助工序3，不完整技能链亦可平衡生产。

一、前人对技能分布的研究

根据掌握技能量的不同，员工分为：专才、部分柔性、完全柔性（掌握所有工序所需技能）。员工均是专才的生产系统是刚性的，难以适应小批量、客户化生产的需求。员工均是完全柔性的生产系统是全柔性系统，具有最大柔性。但员工掌握太多技能，培训学习过程较长，培训成本较高。很多学者提倡部分柔性，即员工掌握多于1项技能，但又没有达到完全柔性。Brusco等（1998）提出整数线性规划模型，研究了在需求波动不同的情况下工人所掌握技能数对生产效率的影响，仿真结果表明：在高需求波动下，培训工人掌握的技能数越多对系统绩效提高的影响明显大于低需求波动的情况。他们的研究显示：工人不必掌握所有技能。Dunphy等（1996）发现：学习过多技能将导致工人压力增大并最终导致绩效降低。Slomp等（2002） 针对工人旷工和需求波动研究了几种交叉培训策略，包括培训对象的选择和技能量的确定，研究显示：瓶颈任务上的冗余可以提高整个生产线的生产效率。Linn 等（2006）研究了如何在生产线上安排一名多技能工人机动地协助效率较低的工人，平衡整个生产线并减少在制品库存，进而提高生产系统的效率。上面的研究多集中在员工掌握技能量上，几乎没有涉及员工技能分布的问题。

Slomp 等（2005） 研究单元制造环境中的交叉培训，采用整数规划的方法为机器选择工人并进行交叉培训。在有限的工序冗余（一个人掌握多道工序需求的技能）和工人冗余（一道工序需求的技能有多个工人掌握）条件下，采用整数规划的方法权衡培训成本和生产平衡。该研究使单元制造环境下交叉培训的技能构成技能链，目的是将任务从重负荷工人转移到轻负荷工人。Gel 等（2006）研究员工掌握不同层次结构的技能对生产系统的影响。Iravani 等（2007，2011）提出2种度量员工柔性的方法。Ak sin 等（2007）综述了呼叫中心交叉培训的研究。 Jordan 等（2004）利用系统的生产失效时间证实技能链的稳健性。Hopp（2004）从生产线各道工序效率平衡的角度对比研究了CP和SC，并在不同调度模式和一定技能总人次的限定下，比较了两模型对生产系统性能的影响。笔者从负荷平衡角度对比研究CP和SC，在预期完工期内完工优化所需最少的技能总人次。

二、构建技能模型

笔者针对N道工序和N个员工串行制造系统，各工人均负责一道工序，可协助其他工序，员工和其负责工序编号一致。假设同一员工在各道工序上工作一个单位时间所贡献的工时（单位是工时）相同，即员工i在各工序工作一个小时均为该工序贡献ki个工时。假设各工序需求工时为T1，T2，……，TN， N个员工既定效率（k1—kN）下，充分利用并调度员工，N道工序同时开工，同时结束，所需最少完工时间为T^=∑Ni=1Ti/∑Ni=1ki。由于生产线的不平衡，需负荷轻的员工协助负荷重的员工，采用两技能模型平衡生产：负荷平衡模型和技能链模型。

（一）负荷平衡模型

负荷轻的员工直接协助负荷重的以保持生产的平衡。完全平衡的生产线完工时间为T^，假设预期完工时间T=δ·T^，δ≥1，δ为松弛因子。在没有员工协助的情况下，根据各道工序是否在T时间完工，得到3个集合：A， B和C。A表示负荷轻的工序/员工集合，若Ti-ki·T小于0，i∈A；B表示负荷重的工序/员工集合，若Ti-ki·T大于0，i∈B；C表示刚好在预期时间完工的工序/员工集合，若Ti-ki·T等于0，i∈C。

根据负荷平衡模型的基本思想：盈余直接补不足。A中员工盈余时间协助B中工序以维持生产平衡，目标是最小化技能总人次。

参数为：i，j表示工序/员工；N表示工序/员工总量；Cij为1-0变量，当员工i掌握工序j所需技能时取1；否则取0；tij表示员工i在工序j上的作业时间。

目标函数为min∑i∈A∑j∈Bcij+N。（1）

s.t.

tii=Ti/ki，若i∈A

T，若iA（2）

∑Ni=1（tij×ki）=Tj（3）

∑Nj=1tij≤T（4）

tij×ki≤（Tj-T×kj）×cij，i∈A，j∈B（5）

tij≥0（6）（1）式是目标函数，最小化A中员工掌握B中工序所需技能的量与员工负责工序所需技能之和，即最小化技能总人次。（2）式约束员工优先在自己负责工序上作业。（3）式约束各工序在预期完工时间内完工。（4）式约束员工作业的总时间。（5）式表示A中员工协助B中工序的工时不大于其欠缺工时，且员工只能协助其掌握技能对应的工序。（6）式约束员工在各道工序上作业时间非负。

（二）技能链模型

为便于表示，构建模型时，假设员工技能是向下游连续工序延伸。若技能链长E，则员工i掌握技能对应工序集合为：comp（i，E）={f（i）， f（i+1）， f（i+2），……，f（i+E-1）}。其中f（x）=（x＼＼N）·N+（x：N），＼＼为整除符号，：为求余符号。能够协助工序i的员工集合为：head（i，E）= { g（i-1）， g（i-2），……，g（i-E+1）}。其中g（x）=x+ z·N（当x

参数为i，j表示工序/员工；N表示工序/员工的总数量；Di 表示员工i掌握向下游连续工序技能总量；tij表示员工i在工序j上的作业时间。

目标函数为

min（max（Di））（7）s.t. ∑Ni=1tij×ki=Tj（8）

∑Nj=1tij≤T（9）

tij=≥0，若j∈comp（i，Di）

0，若jcomp（i，Di）（10）（7）式是目标函数，最小化各员工掌握技能量的最大值，即最小化链长。（8）式约束各工序预期完工时间内完工。（9）式约束各工人作业的总时间。（10）式约束员工在其掌握技能对应工序上作业。

三、优化研究

笔者借助lingo9.0优化软件，通过单周期优化和多周期优化来比较两技能模型。单周期优化即满足单个生产周期的生产需求时，优化技能总人次。多周期优化即满足多个生产周期的生产需求时，优化技能总人次。

（一）单周期优化

单周期优化包括的假设条件为： 6道工序6个员工的系统，员工效率为1、0.9、1.1、1、0.95、12。松弛因子为1.02。2技能模型为CP和SC。各道工序需求工时服从正态分布：均值2000，方差取1到1000均匀分布的随机数。优化100次（对应100个生产周期），图3左图显示CP中优化的技能总人次对应生产周期的数量，右图显示SC中优化的技能链长对应生产周期的数量，结果显示：SC优化技能总人次不小于CP的值。原因是当各道工序需求工时波动大于松弛因子放大的需求时，CP中所需技能总人次最大值为11，而SC模型最短的链长为2，对应技能总人次为2·N=12；反之，员工均不需要协助即可在预期时间完工，两模型所需技能总人次均为6。总体上CP优于SC。

图3单周期SC和CP优化的结果

（二）多周期优化

多周期优化包括如下因子：（1）生产系统具有不同的工序总量：4道工序和6道工序，其中员工效率分别为[1，0.9，1.1，1]和[1，0.9，1.1，1，0.95，12]。（2）不同松弛因子：1.01和1.05。（3）两技能模型：CP和SC。（4）工序需求工时服从2种随机模式：一种是单层随机分布模式，各个生产周期各道工序需求工时均服从相同随机分布，即均值2000，方差分别取10、30、50、70、100、150、200、300、400、500、800、1000的正态分布。另一种是双层随机分布模式，上层，均值2000，方差分别为100和500的正态分布，为各工序随机生成均值；下层，以上面生成值为均值，方差分别取10、30、50、70、100、150、200、300、400、500、800、1000的正态分布，随机为每个生产周期各道工序生成需求工时。（5）采用20个生产周期，即每次优化结果需满足20个生产周期的需求。

单层随机分布模式为2种工序总量·2个松弛因子·2种技能模型·12个不同的方差=96种情况，每种情况需满足20个生产周期的需求。针对每种情况随机重复10次生成初始数据并优化，得到96组优化结果数据，每组数据由10个数据组成。针对每组数据求出均值和最大值，图4以方差为横轴，优化的技能总人次为纵轴，16条曲线表示对应生产环境中优化结果的均值和最大值，带数据点的虚线表示最大值，实线表示均值。

图4单层随机分布模式优化的结果

分析图4中曲线的趋势可得出如下结论。

（1）松弛因子越大，所需技能总人次越少。

（2）两技能模型的比较。需求波动小时，CP所需技能总人次小于SC所需值。随着方差的增加， CP所需技能总人次增加速度大于SC，并在数量上很快超过后者。

（3）工序总量不同的生产系统比较。随着需求波动的增加，工序总量越多的生产系统所需技能总人次越多；以生产系统技能总人次最大值为参照，工序总量越多的生产系统需求的技能总人次增加相对较慢。

双层随机模式为2种工序数量·2个松弛因子·2种技能模型·上层2个方差·下层12个方差=192种情况，每种情况需满足20个生产周期的需求。针对每种情况随机重复10次生成初始数据并优化，得到192组优化结果数据，每组数据由10个数据组成。针对每组数据求出均值和最大值，图5以下层方差为横轴，优化的技能总人次为纵轴，32条曲线表示对应环境中优化结果的均值和最大值，带数据点的虚线表示最大值，实线表示均值。

图5双层随机模式优化的结果

分析图5中曲线的趋势可得出如下结论。

（1）松弛因子越大，所需技能总人次越少。

（2）两技能模型的比较。需求波动小时，CP所需技能总人次小于SC所需值。随着方差增加， CP所需技能总人次增加速度大于SC，并在数量上很快超过后者。由于技能链使不同员工技能在工序中的分布形成链，员工可直接或间接地协作，所以它的稳健性和平滑波动的性能更好。

（3）工序总量不同的生产系统比较。工序总量越多的系统所需技能总人次越多；以系统技能总人次最大值为参照，随着需求波动的增加，工序总量越多的系统所需技能总人次增加相对缓慢。

（4）工序均值之间不同方差的比较。其他条件相同的情况下，工序均值之间方差小的系统所需技能总人次均不小于工序均值之间方差大的系统。这说明工序均值之间的方差可以与下层方差相抵消。优化数据显示：工序均值之间的方差越大得到优化结果数据之间离差越大，说明工序均值之间的方差与下层方差之间有抵消的部分，也有放大的部分。数据显示总体上抵消的部分多一些。

比较图4和图5得出如下结论。

（1）所有生产环境中，松弛因子越大，所需技能总人次越少。

（2）两技能模型的比较。需求波动小时，CP所需技能总人次小于SC所需值；反之，前者大于后者。

（3）不同工序总量的生产系统比较。工序总量越多的生产系统所需技能总人次越多；以生产系统技能总人次最大值为参照，随着需求波动的增加，工序总量越多的生产系统所需技能总人次增加相对缓慢。

（4）工序需求工时服从2种随机模式的比较，单层随机模式所需技能总人次与双层随机模式中上层方差为100的情况比较，相差不大。说明各道工序需求工时均值的波动对生产系统所需技能总人次的影响较小，即各道工序需求工时均值波动影响小于各道工序之间及其不同生产周期需求波动的影响。随着各道工序需求工时均值波动的增加反而平滑了后者部分波动。

四、结论

笔者对比研究两技能模型：CP和SC。优化结果显示：当系统需求波动较小时，采用负荷平衡模型平衡生产，所需技能总人次较少；反之，当系统需求波动较大时，则需采用技能链模型。结果还表明：随着生产系统需求波动的增加，技能链模型平衡生产所需技能总人次增加比较缓慢，具有更好的稳健性；各道工序需求工时均值波动影响小于各道工序之间及其不同生产周期需求波动的影响；随着各道工序需求工时均值波动的增加反而平滑了后者部分波动。

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（编校：薛平）

A Study of Skill Structure Base on the Random Demand

LIAO Liping1， LIU Huizhen2，ZHANG Bixi1

（1.Management School， Guangdong University of Technology， Guangzhou，510006， China； 2.Management Science

and Engineering School，Zhengzhou Institute of Aeronautical Industry Management， Zhengzhou， 450015， China）

第6篇：值周个人总结范文

结构转变与我国经济周期的微波化收稿日期：2012-01-15

作者简介：李文兵(1979-)，男，浙江温岭人，华中科技大学经济学院博士研究生，研究方向为宏观经济。

李文兵

（华中科技大学 经济学院，湖北 武汉430074）

摘要：通过构建制造业和服务业的三要素投入生产函数，从产业本身波动性的差异揭示结构转变与我国经济周期波动稳定化形成之间的内在联系。计量结果表明1978-2010年不但我国制造业的总产出TFP的波动性要大于服务业，而且增加值TFP的波动性要远远大于服务业，即使总产出的TFP相同，制造业的增加值TFP的波动要比服务业的大71%。因而从制造业向服务业的结构转变是我国经济周期稳定化趋势形成的一个重要原因。因此，要实现未来我国经济长期平稳的发展，应该积极促进产业结构的调整和升级，加快第三产业的发展。

关键词：结构转变；经济波动；全要素生产率

Structural Transition and Narrowingfluctuation of Chinese Business Cycle

LI Wenbing

(School of Economics, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan, Hubei 430074, China)

Abstract：By building three elements’ input production function of manufacturing and service industry, the paper reveals the internal linkage between structural transition and stabilization of business cycle fluctuation in China. The econometric results indicate that not only TFP of our domestic manufacturing industry’s gross output but TFP of addedvalue fluctuate more than that of service industry. Even though the two industries have the same TFP of gross output, TFP of manufacturing industry’s added value fluctuates more than that of service industry by 71%. Thus, structural transition from manufacturing industry to service industry contributes mainly to stabilization of Chinese business cycle. Consequently, we should promote industrial adjustment and upgrading, speed up development of the tertiary industry for longterm, stable Chinese economic development.

Key words：Structural transition; economic fluctuation; total factor productivity

一、引言

近几十年来，除日本外的七国集团的经济波动呈现出越来越稳定化的趋势（Blanchard and Simon，2001；Stock and Watson，2003）。［1］［2］尤其是美国，自20世纪80年代中期以来，无论从GDP的增长率，通货膨胀率还是从失业率的指标来看，美国的经济周期变得越趋稳定，其波动的幅度也越来越小。对此，许多国外学者从不同的角度就此现象提出了各自不同的理论和解释。其中有些学者从结构转变的视角来解释美国经济周期波动的稳定化趋势。［3］最早的是Burns（1960）在预测美国经济周期向稳定化方向发展时提到了产业结构变动对经济周期的影响，认为美国的就业结构变得越来越稳定，管理人员、工程师、科研人员、财务（金融）等白领行业的就业比重逐渐加大，与制造、建筑、运输等传统行业相比，白领行业受经济衰退冲击的影响较小，从而有助于增强经济波动的稳定性，使得美国的经济周期呈现出“微波化”趋势。Gorden（1986）在其关于美国经济周期研究的论文集的序言中强调了经济结构变化对经济周期稳定化的作用。其后McConnell和Perez-Quiros（2000）、Blanchard和Simon（2001）以及Stock和Watson（2002）进行了简单的反拟法（counterfactual）实验来评估结构转变对GDP波动的贡献，他们用服务业占GDP的比重与下一期服务业的增长率构造了GDP序列，发现结构转变对降低产出波动并没有多大作用，从而否定了结构变化对经济周期稳定化的贡献。［4］然而Alcala和Sancho（2003）指出这种反拟法有一定的局限性，由于假定每个部门的份额是恒定不变的，因而他们的结论可能低估了结构变化对降低经济波动的作用。他用随时间变化的权重指标进行了重新的计算，结果表明20世纪50年代以来结构转变对降低美国经济波动的贡献为30%左右。［5］并且Eggers和Ioannides（2006）从直觉上坚持认为产业结构的演进对宏观经济的稳定具有促进作用，基于过去半个世纪以来美国农业和制造业比重的下降以及金融、服务业比重的上升，认为易于波动的农业和制造业向更加稳定的金融、服务业的结构转变是导致美国经济稳定的重要原因。他们按照SCI1-dight产业标准将GDP分为10个产业，运用方差分解方法表明产业结构的变动对经济稳定的贡献比例高达50%。因此，他们认为产业结构的演进对经济稳定有着巨大的作用。［6］最近Alessio（2009）的文章构建了一个两部门动态一般均衡投入产出模型量化了制造业向服务业转变对降低美国产出波动的作用，结果表明结构转变对降低1960―1983和1984―2005这两个时期美国GDP波动的贡献达到了32%，从制造业向服务业的结构转变有效地降低了美国经济的波动性。［7］

数据来源：中国统计年鉴

图1我国历年经济增长率近年来，我国的经济周期波动也呈现出“微波化”的趋势（见图1）。就此，国内的一些学者也从结构转变的角度考察了各个产业变动与经济波动之间的内在联系。刘树成（2000，2006）认为我国近几年经济周期波动出现高位适度平滑化，一方面在于产业结构的调整和升级，另一方面在于宏观调控的不断加强和改善。［8］［9］钱士春（2004）在考察各宏观经济变量波动与实际GDP波动的关系时，详细分析了我国产业结构升级与经济波动之间的关系，分析结果表明，从三次产业与实际GDP的联动来看，第一产业的相关系数最小，第二产业最大，第三产业处于中间位置，这说明第二产业与实际GDP的联动性最强。孙广生（2006）从产业角度探讨了产业波动与经济波动的相关性以及导致经济波动的产业来源，考察了经济景气波动与产业波动之间的差异。其主要结论为：第一，工业增长是推动经济增长的主要力量，而重工业的增速又比轻工业快，因而重工业景气波动主导宏观经济景气波动。第二，各行业波动幅度一般都大于GDP波动幅度，说明行业间波动相关性各异，存在“风险分散”效应。各产业的经济效益比总产出更容易波动。第三，各产业的增加值、总产值与当期经济景气波动的相关性不强，但各产业增加值与经济景气波动在中长期比短时期表现出更好的相关性。从一、二、三产业来看，第二产业增加值与经济波动的相关性最强，其次是第三产业，而第一产业不相关。第四，无论是景气上升期，还是下降期，制造业都是推动景气波动的主要产业。董琨和原义军（2007）在已有研究的基础上，从实证角度进一步探讨了中国产业结构演变与经济周期波动的关系，通过格兰因果检验，得出的结论表明，中国产业结构演变是影响经济波动的显著原因。我国经济周期波动从“大起大落”向“高位平缓”转变，其主要的原因是产业结构的演进。李云娥（2008）运用VAR模型的格兰因果检验、脉冲响应函数和方差分解法对我国宏观经济波动与产业结构变动关系进行了实证研究，其实证结果表明：各个产业的变动对宏观经济波动的贡献率是各不相同的，宏观经济的总量波动主要是由第一产业和第二产业的波动引起的，并且第二产业的波动与整个宏观经济波动有着很大的同步性和一致性，第三产业的变动与宏观经济波动之间不存在因果关系，第三产业对宏观经济波动的影响很小。石柱鲜等（2009）对我国产业结构调整与经济周期之间的相互影响关系进行了实证研究，对我国的经济周期和三次产业周期进行了对比分析，其分析结果表明：在经济繁荣时期，第一产业有助于抑制经济的过热，而第二产业促进经济的更加繁荣。经济萧条时期，第一产业加剧经济的进一步恶化，第三产业却抑制了经济的进一步衰退。因而第三产业的成长有助于起到平稳经济波动的重要作用。

从上述国内研究的文献来看，大部分研究都肯定和强调了结构转变对降低我国经济周期波动的作用，但基本上没有深入剖析产业本身及其结构转变如何影响经济波动。一般来说，如果经济结构中波动性小的成分所占的比重增大，那么整体经济将会呈现出更大的稳定性。因此，本文将从产业间稳定性的差异入手，分析产业本身的波动性如何影响整体经济波动的内在机理，并试图从结构转变的视角去解释我国经济周期波动稳定化的趋势，证明产业结构的演进有助于降低经济的波动性，增强经济内在稳定性，从而有助于实现经济的平稳快速发展。

二、模型和数据

（一）模型

众所周知，每个行业都有不同的产出波动水平，特别是那些延期销售和购买、资本密集度高、对汇率敏感的外向型行业（Filardo，1997）。［10］而制造业就是这样一个易于波动的行业，金融和服务业相对来说就比较稳定。在这一部分，通过构建制造业与服务业的生产函数来揭示产业本身波动性的差异，以及产业结构转变对降低经济波动的作用。①①这里的制造业是指第一产业和第二产业，服务业是指一般意义上的第三产业。假设每个产业部门的代表性厂商的生产函数是柯布-道格拉斯形式的，其使用中间投入品M以及资本和劳动的函数来进行产品的生产。因此，总产出的生产函数为Af(K,L)θM1－θ。另外假定市场是竞争的，因而资本的价格r、劳动的价格w、总产出的价格p以及中间投入品的价格pm是给定的，由各自的边际产出决定。从而pAf(K,L)θM1－θ就是总收益，rK+wL+pmM就是总成本。因而企业的利润最大化问题由下式给出：

maxK,L,M{pY－rK－wL－pmM} （1）

由（1）式关于中间投入品的一阶条件可得：

M=1－θ1θppm1θA1θf(K,L)（2）

把（2）式代入（1）式得到：

maxK,L{pvA1θfK,L－rK－wL}（3）

在（3）式里，A1θfK,L表示每个部门实际增加值的生产函数，以及pv=θ1－θ1－θθp1θpθ－1θm表示与其相对应的价格。这里实际增加值采用的是Sato（1976）的定义，是指初始投入（劳动和资本）和技术变化对产出的贡献。［11］因此，（3）式就表示了一个竞争性厂商关于增加值的最大化问题。

A表示总产出全要素生产率（GTFP），而A1θ则表示增加值全要素生产率（YTFP）。因此，θ值可以通过影响全要素生产率A进而影响增加值的波动。也就是说，即使不同部门的全要素生产率的波动相同，不同部门的θ值的差异也会对增加值的TFP波动产生不同的影响。假如制造业的θ值为035，而服务业的θ值为07，则制造业增加值的TFP波动要比服务业增加值的TFP波动大50%。因此，服务业在总产出当中的比例增加就会降低全要素生产率的波动，即从制造业向服务业的结构转变可以降低经济的波动性，使得整个宏观经济表现出更加稳定化的趋势。

根据上述理论模型，设定生产函数的具体形式如下：

Yit = Ai(t)Kit αLit 1-αθM1-θit （4）

其中i=m，s，分别代表制造业和服务业，Yit、Ai(t)、Kit、Lit、Mit分别是第i个行业t年的总产出、总产出全要素生产率、资本、劳动和中间投入。

因而制造业和服务业的总产出全要素生产率为：

TFPit=YitKαiitL1－αiitθiM1－θiit（5）

其中，1-θi表示部门i的中间投入占总产出的份额，αi表示部门i增加值的资本产出弹性。

由前述可知，A为总产出的全要素生产率，增加值全要素生产率则为A1θ。θ为总产出中劳动和资本的份额，其等于1减去总产出中中间投入的份额。因此，制造业和服务业的增加值全要素生产率为：

TFPvit = TFPit 1θ（6）

则制造业和服务业第t年的总产出全要素生产率和增加值全要素生产率的增长因子分别为：

TFPit=TPFit/TFPi,t－1 （7）

TFPvit = TFPit 1θ（8）

（二）数据说明

由上可知，要计算制造业和服务业的TFP及其增长率，需要有Yit、Kit、Lit、Mit、αi和θi的数据。在测算全要素生产率时，数据的处理非常重要，不同的处理往往会造成测算结果的巨大差异。本文中的制造业和服务业的总产值、增加值、就业人数的数据来自于《中国工业经济统计年鉴》、《中国第三产业统计年鉴》、《中国国内生产总值核算历史资料：1952―2004》、《中国第三产业普查资料》、各年的《中国统计年鉴》，而资本投入的数据则来自其他学者的研究成果。

1.总产出

目前，国内学者对总产出数据的处理主要有两种方法，一是用GDP作为产出的指标（如熊俊，2005；干春晖、郑若谷，2009），［12］二是大部分学者选择总产值作为产出的指标（张军、施少华，2003；沈能，2006；原毅军等，2009；李兵、曾志雄，2009；刘建翠，2009）。［13］［14］正如杨延干（1994）所指出的，增加值与总产出比较，缺少了中间产品转移价值，而正是由于中间产品价值的重复计算，反映了规模节约和资源配置效率的经济效能，所以，用增加值代替总产出，改变了全要素生产率的指标功能，是不妥当的。因此，本文选择制造业和服务业总产值作为各自产出的指标，并按1978年的不变价格进行换算。

2.中间投入

由于我国没有对中间投入数据进行统计，投入产出表中有相关行业的中间投入数据，但由于其是隔几年进行编制，因而没有完整的序列数据，无法直接得到制造业和服务业的中间投入数据序列。①①目前我国编制的有1987、1990、1992、1997、2000、2002、2005、2007年的投入产出表。李小平、朱钟棣（2005）采用如下公式对按不变价计算的中间投入进行估算，Chen等（1992）也有过类似的算法：

mi(t)=gvi(t)－nvi(t)－depi(t)/pm,i(t)（9）

其中，mit、gvit、nvit、depit分别为按当年价格计算的中间投入、总产值、净产值、折旧和中间投入价格指数。

有的学者如李胜文、李大胜（2008），刘建翠（2009），干春晖、郑若谷（2009）等用总产值与增加值之差来表示，即行业中间投入=行业总产值-行业增加值。由于前一种方法的中间投入价格指数需要利用投入产出表提供的消耗系数推算得到，而消耗系数也没有完整的序列数据。因而本文对中间投入数据的处理采用后一种方法，即用总产值与增加值之差来表示，制造业和服务业历年的增加值数据可以直接从《中国统计年鉴》中得到。

3.劳动投入

劳动投入应当是一定时期内要素提供的“服务流量”，其应包含劳动数量、劳动质量、劳动强度、劳动效率等因素，在市场经济条件下，劳动报酬能较为合理地反映劳动投入，国外也一般用工作小时数和劳动工资来衡量劳动对产出的贡献。由于中国处于经济体制转型期，收入分配体制不尽合理并且市场经济体制不够完善，并且我国也没有工作小时数这个统计数据，因此考虑到数据的可获得性和一致性，本文采用制造业和服务业的从业人数作为劳动投入的数据，这也是国内学者普遍采用的一种处理方法。

4.资本投入

目前，在我国学术界对资本存量测量的研究已有很多，大部分学者都采用国际流行的永续盘存法（PM）对我国的资本存量进行估算。有的学者将资产进行分类，估计了某一类或某些行业的资本存量。如Chow（1993）估计了1952―1985年农业、工业、建筑业、运输业以及商业等5个产业的资本存量；吴卫方（1999）以我国1981―1987年农业投资额为例，估计了我国1980―1997年的农业资本存量；黄勇峰、任若恩、刘晓生（2002）估计了1985―1995年我国制造业13个行业的资本存量；孙琳琳、任若恩（2003）估计了总量以及整个经济33个行业的资本存量；［15］煊和吴优（2003）估计了总量和16个行业的资本存量；薛俊波和王铮（2007）估算了投入产出表中国民经济17部门的资本存量；徐现祥、周吉梅、舒元（2007）使用永续盘存法系统地估计了我国1978―2002年各省区三次产业的物质资本存量；杨勇（2008）综合运用已有的资本存量测算方法，估算了1952―2006年我国服务业的资本存量；孔庆洋和余妙志（2008）估算了1978―2005年我国各省工业的资本存量。基于前人的研究已较为成熟，本文不再重新估算我国制造业和服务业的资本存量，而是直接采用干春晖、郑若谷（2009）的研究成果。

5.资本产出弹性

αi是增加值层面的资本产出弹性，我们可以利用科布-道格拉斯生产函数进行估计。假设制造业和服务业增加值的生产函数为规模报酬不变的C-D生产函数：

Yit=Ai(t)KitαiLit1－αi（10）

对（10）两边同除以Lit，并对两边取对数，可得：

lnYitLit=lnAi(t)+αilnKitLit（11）

然后，利用前面制造业和服务业的不变价增加值、资本存量以及就业人数这三项数据，用Stata10.0统计软件，对（11）进行回归，即可得到αi的值。

6.资本和劳动份额

θi是制造业和服务业的资本和劳动份额，在完全竞争市场的假设下，资本和劳动的份额就等于其投入报酬占产出报酬的比例。投入产出表可以提供相应的产出数据、资本报酬数据、劳动报酬数据以及各自份额的数据，但我国并不是每年都编制投入产出表。这里，近似的用增加值表示劳动和资本的报酬，任若恩、孙琳琳（2009）也曾做过类似的处理。［16］因而，资本和劳动份额可由按当前价计算的增加值数据和产出数据计算得到，中间投入份额数据则由1减去资本和劳动份额得到（详见图2）。

图2制造业与服务业中间投入份额三、计量结果分析

在这一部分，我们根据前面模型估算的相关数据来分析我国制造业和服务业的总产出全要素生产率和增加值全要素生产率的变动情况及与我国经济周期波动稳定化之间的关系。从第二部分可知，A表示总产出全要素生产率，A1θ则表示增加值全要素生产率，这里θ表示劳动和资本占总产出的份额，其等于1减去中间投入占总产出的份额，从图2可以看出，在1978―2010年间我国制造业中间投入占总产出的份额在06到075之间波动，比较稳定，其均值是070，而在此期间我国服务业中间投入占总产出的份额在025到05之间波动，也比较稳定，其均值是041。也就是说，我国在1978―2010年间制造业的劳动和资本份额的是041，即θ=041，而服务业的劳动和资本份额的是070，即θ=070。这说明制造业和服务业的生产技术具有巨大的差异，制造业相对于服务业来说更依赖于中间投入。

根据前面的分析，制造业增加值全要素生产率的波动相比服务业增加值全要素生产率的波动要大主要取决于各自不同的生产技术，即不同的θ，而并不是主要取决于各自的总产出全要素生产率A，计量结果也证明了这一点。从图3（a）中可以看出，制造业和服务业总产出全要素生产率的增长因子相差不大，两者间的波幅比较接近，而从图3（b）中我们可以发现，制造业与服务业增加值全要素生产率的增长因子却表现出较大的差异，两者间的波幅相对总产出全要素生产率来说要大很多。即使制造业和服务业的总产出全要素生产率的波动幅度相同，制造业增加值全要素生产率的波动也要比服务业的大71%。

Echevarria（1997）认为从制造业向服务业的转变意味着TFP波动的下降，因为服务业相对于制造业的增加值TFP来说其波动性更小［17］，而恰恰是制造业与服务业生产过程中中间投入的差别导致了各自增加值TFP波动的巨大差异，从而影响了经济在结构转变过程中的波动性。根据前述的总产出生产函数及我们的分析，产出的波动主要取决于三个方面。一是制造业和服务业自身的总产出全要素生产率的波动；二是制造业和服务业各自占总产出的份额；三是中间投入占总产出的份额，即θ值的大小。因而，1978―2010年间我国经济的波动，也可以从这三个方面去理解。根据前面的分析，虽然制造业总产出全要素生产率的波动幅度和服务业的比较接近，但制造业总产出全要素生产率的波动幅度还是要比服务业的稍大；1978―2010年具有较大波动性的制造业产出比重相对于服务业来说趋于下降，服务业总产出占全社会总产出的比重由1978年的1617%上升到了2010年的2702%，从增加值看则更加明显，我国服务业的增加值占国内生产总值的比重由1978年的239%上升到了2010年的4314%；从我们的估算看，1978―2010年制造业总产出中中间投入份额（稳定在70%左右）则一直高于服务业的中间投入份额（稳定在41%左右）。基于上述三点，我国从波动性较强的制造业向较为稳定的服务业的结构转变有利于降低我国经济的波动性，因而有助于我们从结构转变的角度去解释和理解我国经济周期波动微波化的趋势。

图3四、结论、建议与进一步研究的方向

本文基于我国经济周期波动的微波化趋势，以及在此期间我国经历了从制造业向服务业转变这一事实，通过构建制造业和服务业的生产函数，尝试着从结构转变的视角去分析我国经济周期稳定化的现象，结果表明两者之间存在紧密的内在联系，制造业向服务业的结构转变有助于增强经济的内在稳定性。1978―2010年间我国制造业的总产出全要素生产率的波动比服务业稍大，但其增加值全要素生产率的波动性要远远大于服务业，即使制造业和服务业的总产出全要素生产率的波动幅度相同，制造业增加值全要素生产率的波动也要比服务业的大71%，这主要是源于制造业与服务业生产技术的差别（制造业对中间投入的依赖更大），因而从制造业向服务业的结构转变有利于降低经济的波动性，增强经济内在稳定性，从而有助于降低外部冲击对经济波动的影响。所以，要实现我国经济长期波动的稳定化，必须积极推进产业结构的调整和升级，加快第三产业的发展，而不应主要依靠外在的干预来平抑经济的波动（当然一定的外部调控也是必要的），①①刘树成等认为我国经济周期波动微波化的主要成因是政府运用货币和财政政策对经济实行调控和干预，以熨平经济的波动。这既不利于经济长期发展的稳定性，甚至可能会造成经济更加剧烈的波动；②②胡乃武，孙稳存（2008）认为中国的货币政策虽然具有反周期的操作取向，但货币政策并不完全是稳定经济导向的，货币政策本身也可能是造成经济波动的重要原因。一方面，货币政策采用逆周期的操作方式能够降低经济的波动性；另一方面，由于货币政策缺乏独立性，会受到其他因素的影响，从而偏离逆周期操作的政策规则，货币政策就会造成经济的波动，甚至远远大于其稳定作用。也不利于产业结构的调整和升级（甚至恶化产业结构），以及经济增长方式转变的实现。因此，我国以总量增长为目标的调控方式应向以结构调整为目标转变，在产业结构不断合理和高级化的基础上再适当地运用宏观调控，这样才能实现经济长期平稳高速发展，为平抑经济周期波动构造稳定增长的中观基础。

本文的研究表明增加值TFP的增长率差异主要取决于不同部门对中间投入品需求的差异，而不是总产出TFP增长率的差异。这一事实说明即使制造业和服务业的总产出TFP增长率相同，整个经济的TFP就依赖于制造业和服务业占GDP的比重。因此，整体经济的波动性不但取决于制造业和服务业自身波动性的大小，也取决于制造业和服务业在整个经济中所占的比重，制造业比重大则整体经济可能表现出更大的波动性。而制造业和服务业规模的大小取决于经济内部和外部对这两个部门的需求，而我国是一个外向型的大国，国外对我国的需求又主要集中在制造业，因此，要增强我国经济的长期内在稳定性，还应该改变我国以出口为导向的经济增长战略，积极扩大国内需求，从外向型经济向内需型经济转变。

本文只是从不同行业自身波动性的差异考察了从制造业向服务业的结构转变对稳定经济的作用，而没有量化部门的结构转变对降低我国经济波动的贡献，这是以后要进一步研究的方向。

参考文献：

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［15］孙琳琳，任若恩.中国资本投入和全要素生产率的估算［J］.世界经济，2005（12）.

第7篇：值周个人总结范文

关键词：实验话音学；周口方言；声调

一、周口方言简介

周口位于豫东中南部，东临安徽省阜阳市，西依漯河、许昌两市，南与驻马店市接壤，北与开封、商丘相连；总面积11959平方公里，占全省总面积的7％；总人口1006万，居河南省第二位；有汉、回、满、蒙古等34个民族；行政管辖八县一市一区：沈丘、郸城、鹿邑、淮阳、太康、商水、西华、扶沟八县，项城市，川汇区。

周口方言属于北方方言中的中原官话，作为中原官话的一种，它有中原官话的一些普遍特点，但和普通话相比，在声韵调方面又有所不同。周口方言内部，语法、词汇差异不大，语音差异相对稍显突出，根据语音的差异，周口可分为东、西两个方言区。东区包括沈丘、郸城、鹿邑，西区包括项城、淮阳、太康、商水、西华、扶沟和川汇区(中部的项城、淮阳、太康3县虽带有过渡区的某些特征，但总体上与西部县市关系较为密切，故划为西区)。在中原官话里东区归商阜片，西区归漯项片。东、西两区之间的差异体现在语音方面。

根据以往学者的研究成果(大多采用传统方言学“听音笔录”的方法描写周口方言)来看，与普通话相比，周口方言与普通话的声调方面的差异主要表现在调值的不同上。具体地说周口方言和普通话一样，都有四个声调，调类名称完全相同，即阴平、阳平、上声、去声。也有四个调值，具体调值为：阴平24，阳平42，上声44，去声53。

二、发音人，实验材料，实验法方法

1、发音人

孙军岩，女，硕士，生于1985年，现年25岁，周口市太康县人。8岁受教育后会说普通话，没有受过其他方言影响，平时的语言环境仍为周口方言。父母均为周口太康县人。

2、实验材料实验表的设计说明：实验材料是根据方言调查字表和本方言点的单音节材料设计的。在设计实验字表时，遵循的原则是尽量使各个调类的韵母一致，以避免不

同韵母由于发音方法和发音部位不同而引起声调的变化。其次，韵母韵母全部选用单韵母，因为复韵母中标声调的字母会受到前后字母发音的影响。第三，该字表所有字的声母都是清塞音。因为塞音的发音

在语图上表现出冲直条，切音、标注时容易辨认。而且，以清塞音开始的带音音段是人们为了区分不同调位而有意识地去变化音高频率的，有调位意义。

原则上，为每个调类选择了十个样字，每字读一遍，即每个调类有十个样本。该字表的样本采样率是22050，单声道，采样精度16位。

3、实验方法和实验数据

发音发音人将实验字表的每个字读一遍，每字间隔1－2秒，用adobe audition软件将其录入电脑，并用该软件进行切音，将录入的语音串切分为一个个的音进行保存。然后，用praat软件对每个语音进行数据提取。

因为我们做的是声调研究，所以声调段的提取是至关重要的。在这些实验字中，音节前的辅音都是清塞音，所以这些带音音段都是人们为了区分不同调位而有意识地去变化音高频率的结果，是具有调位意义的。而不像音节前辅音为浊塞音一样，带音现象纯粹是音段本身发音特征不具有调位意义(不具有调位意义)。所以，我们对声调的研究，就可以通过将音节中的带音音段截取下来，提取其基频、时长等物理特征数值来进行。在截取带音音段时，本试验采取的是保留弯头降尾的方式。在praat上对每个样本提取基频。然后在excel中把截取下来的单音节样本的调长及这个单音节声调的o％，10％，20％，30％，40％，50％，60％，70％，80％，90％，100％时刻点的11个基频值分别记录下来。这样，把相同百分时刻值的各调类的基频值放在同一横轴点上进行比较，使得基频值有了可比性，而且通过多点取值得出的基频曲线精确度较高。我们分别求出各调类的基频平均值及标准差，然后再根据loglo(基频值)公式求出其对数，最后求出其lz值，lz值＝(log(基频值)－对数平均值)／对数标准差。

到此，我们的数据提取及运算工作就完成了。

最后，我们分别根据各调类的基频值和lz值来做声调图，并进行归一化处理。

三、单音节声调实验结果与分析

1、基频fo数值

四类单音节声调fo曲线的表现情况如下：

阴平调fo曲线是一条上升的曲线，位于调域的中下部。从20％时刻的197hz开始略微地上升，在100％时刻时达到最大值247hz。

阳平调fo曲线在整个调域的中下部，呈现下降的趋势，从0％时刻的244hz一直下降到100％时刻的168hz，是一条平滑的下降曲线。

上声调fo曲线比较平直的曲线，位于调域的中部，基频值主要在235hz-241hz之间略微波动，波动不大。

去声调fo曲线覆盖了整个调域。也是一条下降的曲线，从0％时刻的271hz一直下降到100％时刻的173 hz。阳平和去声虽然都为下降曲线，但是从它们所覆盖的调域看，我们可以清楚地看到阳平调为中降调，而去声调为高降调。

2、标准化分析与归一化

通过声学实验得到的原始数据(基频fo值)还不具有语言学研究意义，因为具有同一语言意义的声学现象的变体实在太多，即使是同一个发音人也不可能发出两个在声学特性上完全相同的音，所以必须对声学数据进行标准化处理。原始数据通过标准化处理有利于在同一方言的不同发音人之间，以及同一发音人在不同状态下的发音之间进行客观的比较；也可以是不同方言的实验情况和不同作者的实验结果在对比分析中有最大限度的可比性。

根据以上表二和图二确定周口方言单音节声调的五度值，从此次实验分析得出的lz值的分布情况来看，折合成五度值时可把lz值在－2.6至－1.6之间作为1度；－1.6至－0.8之间作为2度；－0.8至0.4之间作为3度；0.4至1.4之间作为4度；1.4至2.4之间作为5度，以上便是我们定调的大致尺度。得出阴平24；阳平41：上声44；去声51。

归一化的主要目的是滤掉个人特性，获得具有语言学意义的信息。另一个作用是消减录音时的发音风格差异。归一化能够在人际差异中找到常量，在语际变异中找到共性，从而使得人际比较和语际比较的研究成为可能。

归一化后我们从图三得出阴平24；阳平41；上声44；去声51。与标准化后的所得出的调值是相同的，两者相比较来看，归一化较直观一些。

四、与传统方法研究结果的对比分析

第8篇：值周个人总结范文

关键词：房地产 周期波动 宏观经济调控

房地产周期波动与国民经济波动的关系

（一）房地产周期波动

经济周期是指国民经济在运行过程中，随着时间的变化而出现的扩张和收缩交替反复运动的过程。相应地，房地产经济周期则是指房地产经济在运行过程中，随着时间的变化而出现的扩张和收缩交替反复运动的过程，是一个上升与下降、扩张和收缩不断往复运动的过程。在一个周期中，房地产经济可分为上升（扩张）阶段和下降（收缩）阶段两个阶段，从谷底到峰顶是上升阶段、从峰顶到谷底是下降阶段。从谷底到谷底或从峰顶到峰顶，是房地产经济经历了一个完整的上升和下降阶段，成为一个周期。

房地产周期内经济出现上升与下降、扩张和收缩的波动，周期间相互联接使得波动周期往复。房地产的波动包含了房地产经济的各个层面，包括房地产经济增长率（国民生产总值、国内生产总值、国民收入或社会生产总值等宏观经济变量中房地产部门中的总产出水平的波动），房地产消费水平、房地产业就业水平、房地产价格（物价）水平、以及产业结构等方面的变动。

（二）房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系

房地产周期波动与宏观经济总的发展态势密切相关，可以从两个不同层面分析房地产周期与宏观经济周期的关系：

随着经济发展阶段不断上升，房地产经济景气与宏观经济景气的相关程度逐渐提高。

从经济周期不同阶段的展开过程来分析，房地产周期作为宏观经济周期的重要组成部分，在扩张阶段，虽然晚于宏观经济周期进入扩张阶段，但因其复苏速度快，故早于宏观周期进入复苏阶段；当宏观经济进入繁荣阶段时，房地产周期可能已经进入衰退阶段，并且在收缩阶段持续的时间可能要长于宏观周期。

当宏观经济复苏后，房地产投资与开发也随之上升，但因物业开发的时滞效应，使得房地产复苏稍晚于宏观经济的复苏。在房地产经济开始复苏后，在宏观经济持续增长的带动下，房地产需求不断上升，但由于房地产供给短期刚性，加上在保值增值心理影响下，于是导致房地产价格全面上升；与此同时，随着房地产价格上升，房地产开发商资产相应快速膨胀，在银行提供大量按揭的情况下，经过投资乘数等作用，结果导致房地产经济周期比宏观周期更快进入繁荣阶段。由于房地产周期的繁荣期更早来临，加之没有宏观经济那种各行业之间相互消长的综合影响，因而房地产业通常比宏观经济先期进入衰退现象。当宏观经济进入衰退后，房地产经济出现更为猛烈的下降过程，房地产价格大副下降，房地产交易也大大降低，房地产商品空置率明显提高。经过明显的产业紧缩之后，房地产经济进入相对持续时间较长的萧条阶段，直到宏观经济缓慢复苏，才慢慢走出萧条期，重新进入新一轮的经济周期。

本文关于房地产周期和宏观经济周期之间的相互关系分析，仅是一种原则性的理论描述。由于研究方法不同，指标选择各异，使得在不同国家或地区、甚至在不同时段内，房地产周期与宏观经济周期的关系表现的较为复杂。

河北房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系

为了能同我国的房地产周期波动与宏观经济波动之间的关系进行对比，本文采用相同的比率对河北省房地产周期波动与宏观经济波动的互动关系进行分析，即用商品房销售面积年增长率作为指示指标，对河北省房地产波动周期进行研究，采用GDP增长率波动为宏观经济波动周期。还考虑了影响房地产周期波动的主要宏观经济变量，重点分析了投资、就业率、通货膨胀率等宏观经济变量与房地产周期波动之间的关系。

（一）房地产周期波动与宏观经济波动

地区生产总值是地区在一定时期内（通常是一年）生产的最终商品和劳务的市场价格的总和，因此用地区生产总值计算的经济增长率，实际上已包含了房地产业。因此，经济增长率不但反映了整个宏观经济的发展水平，而且也在总体上反映出房地产业在这一时期的实际运行状况。以商品房的销售面积增长率作为河北省房地产的基准周期，以地区生产总值增长率作为宏观经济周期。

河北省房地产周期波动的情况，可以分为2个阶段分别考察。第一阶段是从1995年到1999年，第二阶段是从1999年至2005年。河北省房地产市场在1996—2002年间经历了一个完整的周期，峰值出现在1998年，2002年房地产又开始好转，到2005年又将近峰值。按照从峰到峰的计算方法，1998年到2005年的周期时间是8年。但是河北房地产市场发育较晚，历史较短。用很短的历史数据，很难判断今后的市场走势是否会延续以前的趋势。本文用这个基准周期作为参考。

从河北省房地产周期波动的情况可以看出，从1995年到1998年，河北房地产周期波动和地区国民经济周期波动呈逆反现象；1999—2005年二者波动较为吻合。房地产的总体波动幅度大于GDP增长速度的波动幅度。当1995—1998年，国民经济下滑时，房地产却由于国家宏观调控的措施，持续往上升，在1998年达到峰值，这主要因为住宅需求旺盛，还有政府政策因素存在。这从一个侧面说明河北省房地产市场很大程度上依赖于政府政策的指导，但随着住房制度改革的深入，消费者消费观念的成熟，房地产市场的市场化程度逐步提高，房地产经济的波动将主要取决于市场力量。

总的来说，2000—2005年内二者波动非常吻合，但是房地产业的波动幅度非常大，当河北省国民经济稍有下滑时，房地产就急剧下降。2000年后，国民经济开始缓慢复苏的时候，房地产却开始下滑，两年后房地产业才很快开始上升。从河北省在这时期的宏观政策上看，2001—2002年间，河北成为建设部确定的建设体制综合改革唯一试点省，进行建设体制改革，出台了《河北省深化建设体制综合改革试点工作实施方案》。同时稳步推进住房制度改革，各市住房货币化分配实施方案相继运转，在6个设区市开始发放住房补贴。全省公房出售率达90%，职工个人自有房屋产权比例达85%以上。住房资金管理逐步规范，政策性个人住房贷款业务全面开展。这些措施拉动了房地产业的上升，从而拉动了河北省国民经济的发展。

从1995—2005年间河北省GDP增长波动周期和房地产业波动周期比较可以得出，河北省房地产业的发展对国民经济的敏感度非常强，房地产业在影响国民经济发展的同时，也受国民经济发展的影响。也从另一个侧面来说，河北省政府高度重视房地产业对国民经济的带动作用，严格实施有效的房地产业宏观调控，使得房地产业同国民经济之间呈良性的互动作用。

（二）消费水平与房地产周期波动

在市场经济条件下，由于住房市场的供给和需求主要依靠市场自身的调节机制来完成，住房消费在个人总消费支出中占有很大比重。美国1903—2003年名义GDP增长率与住房消费在总消费支出中的比重呈显著的反向相关关系，相关系数为-0.44。但是住房消费支出总量随着经济增长同向变化，1903—2003年两者增长率相关系数为0.55，这意味着人们的住房消费支出与经济周期同向变化。

从河北省1995—2005年城镇居民人均消费支出主要项目构成来看，消费结构变化非常明显，用于食品消费的支出显著下降，用于文化教育、交通通信和医疗保健等服务项目的支出显著上升。城市中住房比例要高于食品和衣着的比例，其中在1996年达到峰值，在1998年降到谷底后回升，一直维持在15%左右，但是三者总的变化趋势一样。

农村的居住比例与城市的居住比例恰恰相反，1995至1997年一直呈下降趋势，在1998、1999年维持在25%左右，1999年后比例又开始下降，直到2002年才回升。在2000年前，居住比例还比较高，2000年后居住比例低于食品、衣着、家庭设备等的比例。河北省城乡居民在居住比例上消费支出的差异反映了农村居民没有受到住房体制改革的影响，而城市居民经历了住房制度的巨大变革，支出比重大。

（三）固定资产投资与房地产周期波动的关系

河北省1995—2005年房地产业投资、固定资产投资和地区生产总值增长率三者之间的关系可以看出。房地产业投资增长率波动幅度非常大。相比较而言，固定资产基本投资总额增长率则比较稳定，从1995年至2000年一直呈下降趋势，之后逐年上升。它与河北省地区生产总值增长率的趋势比较接近。

（四）就业与房地产周期波动

第9篇：值周个人总结范文

关键词: 痛风 世罕泉 血尿酸值

Gout patients the effect of drinking Shi Han Quan observation

ZHANG Hong-Xu WANG Pei-Pei QI Ping GUO Jing-Kun YANG Dong-Xia

【Abstract】 ObjectiveDrinking in patients with gout, observe the effect of Shi Han Quan . Methods Select patients with a diagnosis of gout among 71 cases were observed. Given food and water directions, around drinking Shi Han Quan to observe the changes in uric acid, uric acid before and after the drinking water for comparison. Result Rate of decrease in blood uric acid after drinking water was 81.7%,significant drinking water before and after analysis showed that there is significant differences in serum uric acid，down to the reference value of the following total number of 25.4%. Conclusion Drinking Shi Han Quan natural soda water on reducing uric acid in patients with gout has a significant supporting role.

Keywords：Gout Shi Han QuanUric acid

中图分类号：R971.1 文献标识码：B 文章编号：1004-7484（2011）05-0088-03

尿酸是人体嘌呤代谢的终末产物，嘌呤代谢若发生紊乱，尿酸的合成增加，就会造成高尿酸血症。血尿酸过高时，即以钠盐的形式结晶沉积在关节周围软组织，引起炎症疼痛的一种疾病即痛风。血尿酸为其主要生化指标[1]。

对于痛风中西医均有治疗方法，但都不能治愈。有报道，弱碱性水可以矫治痛风。世罕泉水是一种天然的苏打水，呈弱碱性，它有碱化尿液，抑制尿酸形成的作用。本文将观察世罕泉天然苏打水对痛风患者高血尿酸的矫正作用。

1观察内容与方法

1.1被选对象基本情况：

观察组（选择志愿免费饮水者）71例，男性患者66例，女性患者5例；最大年龄70岁，最小年龄24岁，60岁以上仅5人。对照组6人，均为确诊的痛风病人。患病年限分别在5年以内，6~10年，10年以上。选择条件为血尿酸的值高于正常参考值者，已确诊为痛风的患者。

1.2观察内容：

1.2.1空白对照组：选取确诊痛风患者6人，进行10天的饮自来水观察，检测并记录每人的血尿酸值。

1.2.2观察组：71人进行饮世罕泉水4周观察，在4周内每人每天分次共饮用1500ml；

1.2.3检测饮前及饮后的血尿酸值；观察并记录临床症状。

1.3观察方法：

1.3.1检验委托单位：省武警医院检验科

检测方法：尿酸酶法

检测仪器：全自动生化分析仪（奥林巴斯AU―400）

1.3.2比较饮水前后血尿酸值的差异。

1.3.3建立个人资料档案，记录每日饮水量，观察前对志愿者提示饮水要求，注意事项及相关知识，与被观察者定期（5日左右）进行沟通和指导。

1.3.4效果判定标准。

血尿酸值正常参考值：

男：≤416μmol/L

女：≤339μmol/L

本观察自拟标准：

有效：血尿酸下降≤49umol/L

显效：血尿酸下降≥50umol/L

1.3.5 效果判定依据：统计学方法，数据采用u检验法。

2结果

2.1观察组血尿酸的下降效果比例。

血尿酸值下降的比率：在本次71人观察实验中，血尿酸下降值≥49mol/L者58人，占总观察人数的81.7%（P

2.2血尿酸下降的效果判定

由表1、2可知，饮水前后血尿酸均值有高度显著性差异。饮用世罕泉水后患者的血尿酸数值有显著性下降。

2.3显效率

痛风病的好转以血尿酸值高低衡量。现将下降的绝对值分2组，即分下降值≤49μmol/L；≥50μmol/L两级。下降绝对值≥50umol/L者为显效。

由表3可知：下降值在≥50μmol/L的患者有44人，即下降的显效率为62%。总有效率为81.7%。说明世罕泉水对痛风的食疗效果显著。

2.4血尿酸下降至正常的比例

观察的71人中血尿酸下降到参考值以下为18人，占总人数25.4%，其中男性17人，女性1人，分别占男女总观察人数的25.8%和20%。

饮前血尿酸数值在500μmol/L以上，饮后降到参考值以下的男性患者有4人，占男性总观察人数的6.1%。可见，原血尿酸过高的病人，下降到正常值以下人数很少。

2.5饮世罕泉水与用药效果比较

观察组的71人中，仅有3人用药，有68人不用药，其中血尿酸值下降者有55人，占总观察人数的77.5%。可见单纯饮用世罕泉水，不服用药物，即可有显著降低血尿酸的作用。足以证明世罕泉水对痛风的治疗有一定的辅助作用。

2.6症状变化：

饮水前有明显疼痛症状者15人，饮用世罕泉水四周后症状均有好转。其中有3人1周见效，7人2周见效，2人3周见效，1人4周见效。追踪观察，有个别患者每年季节性发作，饮用后到季节没再发作。

3讨论

随饮食结构的变化，痛风病的发病率也显著增高。脑力劳动者和营养状况良好的人群发病率较高，这与超高热量的饮食摄入及经常性的高嘌呤饮食有关，如过多的摄入海鲜食品、动物内脏、啤酒等。痛风为终生性疾病，所以合理的、综合的防治措施十分重要。饮用碱性水及健康饮水会十分有益。

3.1所见效果

痛风多见于中老年男性[2]。大多数痛风患者临床症状及体征的减少和消失与血尿酸降低是一致的[3]。本观察的血尿酸值下降值的总有效率为81.7%，下降的显效率为62%。可见世罕泉水对痛风的治疗有一定的作用。血尿酸下降至正常的比例占总人数25.4%，无论男女，下降到正常的均为少数。饮前血尿酸数值在500μmol/L以上，饮后降到参考值以下的男性患者有4人，占男性总观察人数的6.1%，此次观察大部分人不吃药，单纯饮用此水，得到了较好的效果，说明世罕泉有降低血尿酸值的作用，起到了辅助食疗作用。

3.2世罕泉水与碳酸氢纳泉的作用

世罕泉水是一种天然的苏打水，具有碳酸氢钠泉的功能，但不能等同于碳酸氢钠泉。因为其碳酸氢钠含量尚未达到碳酸氢钠泉医疗泉的水平，固体成分未达到1g/L的水平（约1/2左右）。苗健等在《微量元素与相关疾病》中，对碳酸氢钠泉的医疗作用这样描述，“饮用时能减少尿酸形成，能排出泌尿系结石”[4]，可见此类泉水对痛风病的矫治已是成熟的方法。

3.3世罕泉水对痛风的功能

上述血尿酸下降的良好效果，分析原因：其一，此水按欧洲与日本的标准以HCO3- 计算，含量达到340mg/L，呈弱碱性即认为有医疗作用，使其具有碱化尿液，抑制尿酸形成的作用；其二，此水为小分子团水与负电位水，国内外研究已证明其对人体有一定调节生理功能的作用，它有溶解尿酸结晶，抑制尿酸形成，利于代谢产物―尿酸盐的分解与排出的功能，可降低痛风症状与痛苦，对关节炎有矫治的作用。其三，小分子团结构等物理性质，与碳酸氢钠的弱碱性共同起作用，加强了此水对痛风食疗的辅助矫治作用。饮用此水的效果要优于饮单纯天然苏打水，本文目的就在于观察其综合作用，帮助人们近一步的了解世罕泉水潜在的功效价值。

本研究表明，饮用世罕泉水对于治疗痛风有降低血尿酸的作用，但饮用四周能降至正常参考值者不多。标准及方法为自拟，具有可行性。但对照选择限于条件存在不足。本次观察未选到足够的服药患者做对照观察，但也能看到此水有降低血尿酸值的效果。

参考文献

[1] 赵圣川.痛风的诊断与治疗[M]. 北京；军事医学科学出版社，2002，23．

[2] 野间昭夫. 老年者临床检查的基准值. 最新医学，1978，33（5）：868

[3] 方卫纲等．北京地区部分人群痛风的流行病学调查．基础医学与临床，2006，26：781．