统计学平均增长率精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇统计学平均增长率范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

对处罚所持的态度

调查的问题如下：

目前在中国，从事“”的“小姐”(、鸡)，如果被警察抓住，最高罚款是5000元，同时拘留最多15天，还要通知家属。您觉得，这种处罚是太轻了，还是太重了?(备选答案：1．过于重了；2．重了一些；3．正好；4．轻了一些；5．过于轻了)

目前在中国，如果警察抓住客(花钱找“小姐”的男人)，最高罚款是5000元，同时拘留最多15天，还要通知家属。您觉得，这种处罚是太轻了，还是太重了?(备选答案同上题)

如果把答案1与2合并为“处罚重”，把答案3、4、5合并为“处罚不重”，那么统计结果是：

在这短短的6年里，觉得?处罚小姐重的人增加了将近1倍，从2000年的13.9％增加到2006年的26.7％，年平均增长率11.4％。也就是说，现在有1／4强的人并不同意目前的政策(男人的1／3、女人的1／5)。

对于男客(客)，觉得“处罚重”的人，从2000年的19.1％增加到2006年的22.7％，增加幅度相对较小，但是也有1／5强的人不同意目前的政策(男人的近1／3、女人的1／7)。

谁越来越宽容?

是男人，还是女人?

觉得“处罚小姐重”的男人，从2000年到2006年的年平均增长率是7.8％，可是女人的年平均增长率却高达20.1％。

与此类似，在男人中，觉得“处罚客重”的人从2000年到2006年基本持平，可是女人的年平均增长率却是13.5％。

是年轻人，还是老年人?

都不是，而是中年人(40～49岁)。在他们里面，觉得“处罚小姐重”的人增加最多，年平均增长率达到19.3％。觉得“处罚客重”的人也是这个年龄段增加最多，年平均增长率达到19.1％。

是高文化的，还是低文化的?

在上过小学的人里面，觉得“处罚小姐重”的人，年平均增长率是最高的，达到21.7％。反之，在上过大学的人里面，这一比例却是持平，没有增加。

是城市人，还是农村人?

觉得“处罚小姐重”的人，在农村人口中的年平均增长率达到12.5％；在从事农业劳动的人里面则是18.4％。反之，城市人口里面宽容小姐的人的年平均增长率只有8.8％。此外，“处罚客重”的人，也是从事农业劳动的人增加得最快，年平均增长率居然达到26.5％。

是富人，还是穷人?

都不是，是中等收入的人，他们宽容小姐的人的年平均增长率达到19.1％，而富人与穷人的增长率都远低于此。

是未婚的，还是试婚的?

都不是，年平均增长率最高(12.8％)的，恰恰是那些已婚而且只结过一次婚的人。

为什么宽容?

中国有一句古话“物以类聚，人以群分”。因此我们似乎有充分的理由相信：那些宽容小姐与男客的人，就是找过小姐的人，是性关系“混乱”的人，至少也是那些喜欢娱乐休闲的人。可是，调查表明这个推论错了。

笔者分别从4个方面来考察：是否与小姐过、是否与一个以上的人有过、是否接受过异性全身按摩、是否到营业场所跳过舞。结果，无论是看2000年到2006年所增长的百分点，还是看“年平均增长率”，在那些没有从事过上述活动的人里面，宽容小姐与宽容男客的人，都远远超过那些曾经做过这些事的人。也就是说，恰恰是那些没有参与过的人们，更多更快地宽容性产业，既包括小姐，也包括男客。

某些人尽可以大骂“世风日下、人心不古”，但是笔者却更倾向于认为，从1981年开始，经过25年的“越扫越黄”，我们应该开始把“性产业”看作一个社会问题，用社会工作的方法来梳理，而不是继续吊死在政治问题(所谓“给社会主义抹黑”)这棵树上。

对“聚众罪”的看法

在我国现行的“性法律”里，除了性产业问题以外，最重要的就是“聚众罪”。

笔者在调查中的提问是：

我国现行的《刑法》规定：“聚众进行活动的，对首要分子或者多次参加的，处五年以下有期徒刑、拘役或者管制。”这里的“聚众”说的是：超过两个人以上在一起过性生活。您认为，这种情况应该如何处理才对?

1．根本不应该管

2．应该批评教育

3．应该作为违法，而不是犯罪

4．应该作为犯罪，但是判刑不应该这么重

5．现在的规定，不轻不重，正好

6．现在的规定，还太轻了

我们在这里看到，将近2／5的人并不认为“聚众”是犯罪，将近3／5的人认为现行法律的处罚过重。尤其需要注意的是，中国成年人对于“聚众”的宽容，超过对于小姐的宽容(26.7％)与对客的宽容(22.7％)，而且前者是后者的2倍还多。

为什么?很简单：第一，所谓的“聚众”是自愿的，没有的问题；第二，这里面没有金钱买卖的问题；第三，它没有危害别人。否则，就应该按照别的法律来制裁。

笔者特别要指出的是：对于宽容者的社会阶层分析发现，在绝大多数方面，各个阶层之间都没有出现显著的差异。也就是说，在50岁以下的各个年龄组之间，在不同文化程度、不同职业之间，在城市人口、流动人口与农村人口之间，在高中低的收入之间，在直辖市、省会、地级市、县级市、县城与村镇之间，在党员与有无的非党员之间，人们对于“聚众罪”这条法律的态度基本是一致的――都有30％～40％的人认为它不是犯罪，都有50％～60％的人认为法律处罚过重。

大学生的宽容程度

从2001年到2006年，从百分数上来看，大学生对于性产业更加宽容了；但是这些增加都没有构成统计学上的显著差异，因此只能说：在最近5年中，大学生对于性产业的态度没有显著的变化。

篇(2)

（大连理工大学，辽宁大连116024）

【摘要】我们根据数据通过简单计算可以发现，近几年中国各省的用水增长率呈现稳定，所以我们可以认为中国各省的用水量是一个指数模型模型，并且这是符合相关数据的。为了充分利用这些水利设施和输水管道，使之达到水资源最合理的分配，我们使用了网络流模型进行研究。通过次网络流计算之后得到的值即为所有城市水量之和。最终得出未来用水量以及用水运输的最优化。

关键词 用水量；中国各省；淡水运输

1未来用水量

1.1假设

（1）未来20年内，中国国内没有大的人口迁徙，中国不会遭遇战争或大灾难。

这条假设符合中国稳定的国情，显然是合理的。

（2）未来20年内，中国经济依旧会平稳增长，不会遇到经济危机。

（3）由于中国的国情决定，选取近几年关于中国的相关数据可以更好地解决问题。

（4）不考虑气候变化。

1.2建立模型

通过查找有关文可以得知，决定一个地区用水的主要因素有：农业用水，工业用水，城市用水。

根据中国统计部公布的各省经济数，我们可以发现近几年中国各个省的农业发展，工业发展，与人口增长都呈稳定的增长。反应在用水量上，根据数据通过简单计算可以发现，近几年中国各省的用水增长率呈现稳定，所以我们可以认为中国各省的用水量是一个指数模型模型，并且这是符合相关数据的。

但是在中国的“十二五规划”中，中国中央政府以强制的方式规定了各省在2015年，2020年，2030年的用水指标（该省份最多可以用的水）。

由于中国的该政策，我们引入了阻滞增长模型（logistic模型）。

以河南省为例，具体来阐述一下用于预测水需求量的阻滞增长模型。

08年的用水减少的主要原因可以归结为当年的经济危机，此组数据可以体现近几年用水增长率接近一个常数。所以考虑2008-2011的数据更具有代表性。

（1）预测2013年的用水量

计算平均增长率：r=3.13%

根据国家规定的河南省2015年用水指标：N=260.00

使用典型的阻滞增长模型，其中x代表用水量，r代表平均增长率，代表2011年的用水量。

2合理运输

2.1假设

（1）用上一节预测模型估计的结果近似为各省市的用水需求量。并假设各个水库最多可以供应总库容量50%的水量。

（2）可以用不同的整数来描述不同水库供水量的多少和各个省市的水的需求量。

（3）在地势平坦的地区铺设输水管道的难易程度要小于山区.

2.2建立模型

中国已经现有很多大型水库及水利设施来运输水，我们要在充分利用这些资源的条件下来研究如何分配水资源使途中各大城市可以得到满足需求的水。

为了简化有关水的运输问题，我们可以把中国的各大水库抽象成一个点的集合A，用不同整数代表各个水库的蓄水量多少。再把各大城市抽象成点的集合B，用不同整数代表各个城市的水量需求多少。城市与城市，水库与水库，城市与水库之间有输水管道的连接，并且输水管道的容量可能不同。现在需要一种水的分配方法，使得运输到所有城市的水量之和最大。

本文将此问题抽象为网络流的最大流问题加以求解。

在有向无权图G(V,E,C)中，其中C为每条边的容量c（u，v），再给每条边赋予一个流值f（u，v），并规定源s和汇t。其中容量限制条件：边的流量不超过边上的容量。其中规定反向边的流量为正向边的流量的相反数。

对于我们抽象的模型来说，我们可以在假设一个点，称为超级源点x，并让x点连接所有A集合得点，边权大小为各个点的蓄水量大小。再假设一个点，称为超级汇点y，并让所有B集合的点连接y点，边权大小为各个点的蓄水量大小。则通过次网络流计算之后得到的值即为所有城市水量之和。

3结论与讨论

中国水资源日益短缺，质量不断下降，水环境持续恶化，已经造成了巨大的经济损失。面对此情况，应进一步加快水资源立法进程，依靠科技进步，促进水资源的开发和管理升级，倡导建设节约型社会。

参考文献

［1］姜启源．数学建模的运用[M]．3版．

篇(3)

通过对DEA指数方法对全要素生产率进行分解后，发现技术效率最高的前三个省市分别为天津、上海、广东省;而技术效率最低的四个省份分别为广西、、内蒙古、吉林。从区域层次来看，2003-2012年之间曼奎斯特全要素生产率增长率顺序从高到低依次是东部、中部和西部地区。技术效率指数的以仍然是东部地区最高、中部次之，西部地区最低。本文建议加大R&D投入、加快区域产业转型升级是提升中西部区域技术效率缩小与东部差距的重要手段和途径之一。

关键词：TFP;技术效率;索罗残差法;DEA-Malmquist

基金项目：本研究得到国家社科重大招标项目“全面提高开放型经济发展水平研究”（13&ZD046）（子课题：中国国际直接投资发展水平研究）和教育部人文社科基金项目“产业国际化促进经济增长的机制与边际效应实证研究”（11YJA790185）的资助

21世纪以来，随着世界经一体化进程发展以及市场化开放程度，国家之间的经济交流也越来越大，各国经济也存在着高速增长。在世界经济飞速发展的大背景下，近10年以来，我国的经济也呈现着每年GDP增长率高速发展。这到底是由于什么原因引起的呢？主要有三种观点，第一，传统经济学理论认为由于中国投入的高增长导致了中国经济的高增长，主要包括资本和劳动的积累。第二，30年来我国经济的改革提升了要素的配置效率，优化了产业结构，尤其是在国企改革以及金融贸易之间的改革极大地促进了全要素生产率的提升。第三，由于R&D的投入以及技术进步、FDI技术外溢效应直接或间接地提升了技术效率，科研活动的加强也促进了经济的高速增长。

国内有许多学者对中国全要素生产率测算以及相关领域做了大量研究，运用不同的计量方法（参数法和非参数法）对全要素生产率进行测量比较比较少，更多的是对2000年左右的全要素生产率进行测量分析。还有一些学者对企业层面的生产效率和TFP变化了进行了研究，主要采用的是非参数方法（数据包络分析DEA， Date Envelopment Analysis），对所选取的生产数据也添加了许多变量进行分析。

本文在以下几个方面有别于以往的研究：首先，通过运用参数法和非参数的方法，选取2003-2012年省级层面数据，经过大量测算整理工作，处理各个省份数据进行面板回归测量比较，并根据经济区域把各省份划分为东中西三部分结构归类。其次通过对测算方法的比较分析两种测算方法的优劣，选取较合适的DEA指数分析法的结果。并对其全要素增长率进行分解为效率进步和效率提升这两部分。最后通过比较分解的结果，找出各地区全要生产率差异形成的原因，并为缩短区域经济发展的差距提出政策性建议。

我们得到的初步结论是：2003-2012年间，全国全要素生产率平均增长率为-0.2%，主要原因是由于技术效率的增长率为-2.3%，技术进步的增长量为2.1%。表明我国全要素生产率的提升主要来自于科研、R&D研究这一块领域，而技术效率的年平均-2.3%的下跌造成了我国全要素生产率不高的主要原因。技术效率是指产业结构能否符合总体要求（综合效益）并使之发挥最大的经济和社会效益，根据我们对技术效率数据的观察，技术效率最高的前三个省市分别为天津、上海、广东省;而技术效率最低的四个省份分别为广西、、内蒙古、吉林。从区域层次来看，2003-2012之间曼奎斯特全要素生产率增长率顺序从高到低依次是东部、中部和西部地区。技术效率指数的以仍然是东部地区最高、中部次之，西部地区最低。

一、全要素生产率研究的相关理论

国内外已有文献主要从参数法和非参数法研究两个方面研究各地区经济发展中的生产要素效率情况。参数法经典理论索洛残差法由SLOW（1957）提出，也称作生产函数法，舒元（1993）通过索洛残差法估算了1952-1990年之间我们的全要素生产的变化情况，研究得到其有0.02%的增长率，且0.3%的贡献率对于产出的增长。郭庆旺、贾俊雪（2005）通过运用四种估算方法对全要素生产率进行了测算，认为四种结果较为一致，主要趋势都是在当经济不景气的时候，全要素生产都出现了不同程度的下降，由此得出结论国家的宏观经济的波动和全要素生产率的变化有密切的关系。杨勇（2008）基于科布-道格拉斯（Cobb-Douglas）生产函数并且利用历年统计数据得出中国1952-2006年的服务业全要素生产率，随后通过计算生产要素对产出的贡献率做了时序分析且与国外经验做了横向的对比，实证结果表明，中国全要素生产率对服务业产出增长率的影响在1980年前波动较大，而之后渐趋平稳，然而总体水平仍旧较低。

非参数法研究全要素生产率主流的是以DEA-Malmquist指数方法。该算法为代表的是郭庆旺（2005）在分析测算中国省份经济时，利用非参数DEA-Malmquist指数方法，结果表明各省份经济虽然增长，但是存在较大的差异，而且仍然有逐步增大的趋势，发现其原因主要是由于各省份之间的技术进步率差异所造成的;吴延兵（2008）利用中国工业面板数据研究从国内外技术引进和自主研发对生产率的影响， 结果显示两者进对生产率促进存在着正向的作用， 然而我国在对自主研发吸收能力表现不强，对引进技术的学习和消化产生不利影响， 进而影响了生产率增长。刘建国、李国平、张军涛、孙铁山（2012）运用Malmquist指数模型在省际层面测算了1990-2009年全要素生产率，影响因素做了进一步分解，实证得出从全要素生产率的影响因素上看，经济集聚、人力资本、信息化、基础设施、经济开放度及制度因素对全要素生产率有促进作用;产业结构、政府干预和土地投入对全要素生产率的影响为负相关;但是在统计学上看基础设施水平对全要素生产率的贡献并不是很明显;

国外对于全要素生产率的也有相关实证研究。早在20世纪60年代Griliches（1964）就已经证实R&D是促进生产率增长的关键条件之一;Basant和Fikkert（1996）基于印度1974-1982年的厂商间数据，估计了R&D开支、技术购买、国内外R&D溢出对全要素生产率的影响的，分析得出三者对于全要素生产率的提升均有正向作用;Jimmy Ran、Guangzhong Li、Jan P. Voon（2007）利用来自19个行业层面以及来自中国30个省级层面的最新面板数据，实证研究发现外国直接投资对全要素生产率的净影响依旧是正面的，但是区域差距一直在扩大。

二、全要素生产率方法的选择及测定

对于全要素生产率的测算目前主要有两种：索洛残差法（参数法）和DEA-Malmquist指数方法（非参数方法）。本文将同时运用这两种方法对全要素生产率进行测量，选取精确度较高的一种用于“FDI双向流动”模型进行回归分析。

1.参数和非参数法模型比较

“索洛残差法”（参数法）主要基于柯布道格拉斯生产函数模型。运用隐性变量法柯布―道格拉斯随机前沿生产函数，即：[Yit=AitKαitLβiteμit] （3.1）

i = 1，2，…，n;t为时间式

其中Yit是各地区生产总值（ GDP） ;Kit为各时期各地区的资本投入量;Lit为各时期各地区劳动力投入量;Ait为各时期各地区的全要素生产率。[αiβi]分别为资本和劳动的产出弹性，[μit]则作为随机误差项。

为了估算TFP，对式3.1两端同时取对数可得：

[InYit=InAit+αInKit+βInLit+μit] （3.2）

DEA方法（非参数法）主要基于产出的生产效率。假设有k=1，…，K个省份使用n=1，…，N种投入要素xtk，n，得到m=1，…，M种产出ytk，m。在不变的规模报酬和投入要素可自由处置的条件下，参考技术集为：

[T=y，x：yk，mk=1kzkyk，m m=1，...，M;xk，mk=1kzkxk，n n=1，...，N;zk0，k=1，...K] （3.3）

在计算Malmquist生产率指数时我们依照DEA方法下构造的Malmquist模型的基本思想，依据，Fare和Roos（1989）的研究成果，得到线性规划问题，根据相对有效性函数将Malmquist指数定义为为两个时期的Malmquist指数的几何平均：

[Mt+1t=Dt+10（xt+1，yt+1，bt+1）Dt0（xt+1，yt+1，bt+1）Dt+10（xt，yt1，bt） Dt0（xt，yt1，bt）1/2] （3.4）

当TFPCH>1，表示全要素生产率呈增长趋势，TFPCH<1则表示全要素生产率呈下降趋势，根据Fare、Grosskopf、Norris、Zhang（1994）的研究发现，全要素生产率的变动又可以分解为两个部分，技术效率变化（EFFCH）和技术变化（TECH），全要素生产率为两部分效率变化的乘积。

[Mt+1t=EFFCHt+1t*TECHT+1T] （3.5）

[EFFCHT+1T=Dt+10（xt+1，yt+1，bt+1）Dt0（xt，yt1，bt）] （3.6）

[TECH=Dt0（xt+1，yt+1，bt+1）Dt0（xt，yt，bt）Dt+10（xt+1，yt+1，bt+1）Dt+10（xt，yt，bt）1/2] （3.7）

当EFFCH>1时，表示从t到t+1时期出现了效率提高;反之，如果EFFCH< 1，表示从t到t+1时期出现了效率下降。如果MLTECH>1，表示t到t+1时期忽略坏产出的情况下的生产前沿朝更多的产出，更少的投入的方向移动，出现技术进步;反之，如果MLTECH<1，则表示生产前沿面朝着更少的产出，更多的投入的方向移动，出现技术退步。

对2003-2012年间我国全要素生产率的数据进行估算，索罗残差法估算平均增长率为0.05%，根据DEA-Malmquist指数方法得到年平均增长率-0.024%。鉴于索罗残差法本身比较粗糙，且对于东中西部省份的估计也不精确以及对于政策和经济冲击波动比较大，我们采用相对比较可信的DEA-Malmquist指数方法测得的全要素生产率数据。

2.模型测算结果比较和分析

利用统计软件Eviews7.2对In（Yit/Lit）=In（A）+[α]In（Kit/Lit）+[εit]进行回归，得到[α=0.723]，[β=0.277]，检验结果显示在1%水平上显著。然后将[α=0.723]，[β=0.277]代入[A/A=Y/Y-α*K/K-β*L/L]，计算得到2003-2012年中国各省份的TFP增长率，如表3.1，。为进一步观察我国各地区的TFP变化率，我们对地区进行划分，得到中国东中西三部分的TFP增长趋势图。

根据柯布-道格拉斯生产函数投入产出变量作为参照物，劳动指标我们用历年各省份的就业人口作为代替劳动投入量，我们选用固定资本存量作为资本指标，产出指标一般有两种选择，GDP和人均GDP都可以反映一个地区的经济发展水平，本文我们选取的GDP作为产出指标来替代。并利用DEAP2.1软件对全要素生产率进行测算。全要素生产率、技术效率和技术进步变化有表3.1列出。

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图3.1-3.2 2003-2012东中西部TFP增长率（索洛残差法和DEA-Malmquist指数方法）

由图3.1和图3.2可以看出，2003年以来，TFP总体呈上升趋势，TFP增速在2001-2007年间快速上升，2008年受国际金融危机的影响，投资严重受挫，TFP也迅速下滑，随着经济局势的好转，2009和2010年连续两年TFP增速有所回升，但仍未达到前期高点，2011年欧债危机的爆发使得TFP增速又有所下降。综合来看，改革开放后我国经济稳步增长，生产率水平显著提高，TFP指数呈现稳步上升态势，预计未来仍将保持上升趋势不变。但受国内外经济环境影响，我国的TFP增速波动较大。

索罗残残差法和DEA-Malmquist指数方法对东中西部进行整体趋势分析，与我国的宏观经济政策、国际经济大环境和区域经济结构还是比较吻合的。我们发现，2003-2012年之间，2003年初东部和中部地区存在一定的差距，但是总体上看全要素生产率的变化率都是大于1，存在逐年进步的，而西部地区全要素生产率较为落后，在2005年时三个区域开始呈现发散，之后东部地区开始稳步增长，中部地区则出现短暂的下滑，全要素生产率有呈现不规律波动。2007年，国家根据《西部大开发“十一五”规划》，投入总规模为1516亿元进行在西部地区开工10项重点工程。政策的导向是的西部地区的全要素生产率瞬间被拉高，由于没有后续的企业资本投入，到西部的产业转移也没有跟进，使得其后的几年直到2012年全要素生产率一直有下降的趋势。东部地区受金融危机的影响，2007-2009年发生持续性的下降，到2010年经济复苏全要素生产率开始回升，略高于中部地区。

表5.3 DEA-Malmquist指数及其分解（2003-2012）

[地区＼&全要素生产率＼&技术效率指数＼&技术进步指数＼&东部平均＼&1.021＼&0.979＼&1.024＼&中部平均＼&0.988＼&0.977＼&1.019＼&西部平均＼&0.982＼&0.976＼&1.016＼&全国平均＼&0.998＼&0.977＼&1.021＼&]

技术效率是指产业结构能否符合总体要求（综合效益）并使之发挥最大的经济和社会效益，根据我们对技术效率数据的观察，从表5.3可以看到，技术效率最高的前三个省市分别为天津、上海、广东省;而技术效率最低的四个省份分别为广西、、内蒙古、吉林。从区域层次来看，2003-012之间曼奎斯特全要素生产率增长率顺序从高到低依次是东部、中部和西部地区。技术效率指数的以仍然是东部地区最高、中部次之，西部地区最低。

对2003-2012年间我国全要素生产率的数据进行估算，索罗残差法估算平均增长率为0.05%，根据DEA-Malmquist指数方法得到年平均增长率-0.024%。鉴于索罗残差法本身比较粗糙，且对于东中西部省份的估计也不精确以及对于政策和经济冲击波动比较大，我们采用相对比较可信的DEA-Malmquist指数方法测得的全要素生产率数据。

结论

两种模型方法估算全要素生产率总体的大小和趋势是一致的，在经济繁荣的阶段，TFP增长率都出现了逐步上涨的特点，在经济不景气或者受经济危机影响的阶段，都出现了急剧下滑降至阶段低点。但是对于波动幅度和大小存在较大的差异。索洛残差法对全要素生产了的估算比较平缓，但在经济冲击比较大的背景下波动又显得较为剧烈。用索罗残差法估算全要素生产率的变化，东部地区和中部地区基本都在TFP变化率1上下震荡，且东部地区和中部地区差距描述不是很明显。而DEA-Malmquist指数方法对全要素生产率的梯度差估算更为显著，经济危机和国家政策对地区投入的冲击波动也更为平稳和顺畅。2003-2012年间，全国全要素生产率平均增长率为-0.2%，主要原因是由于技术效率的增长率为-2.3%，技术进步的增长量为2.1%。表明我国全要素生产率的提升主要来自于科研、R&D研究这一块领域，而技术效率的年平均-2.3%的下跌成为我国全要素生产率不高的主要原因。

这些结论为我们制定经济政策提供的指导意义在于： 在全国宏观经济经济方面，政府应该加大对R&D投入，增强企业自主研发的主观能动性，通过有效的管理增强资源配置的效率，实现企业对技术层面的追赶。此外，我们还要积极引入高质量的资本以及外资企业，通过对要素配置效率的渗透，突破技术前沿面。同时在平衡东中西部区域经济发展方面，应该加大对中西部地区的人才和高质量企业的引进，在引进先进技术的同时实现对资源的利用和合理配置。

参考文献：

[1]Basant R，Fikkert B. The effects of R&D， foreign technology purchase， and domestic and international spillovers on productivity in Indian firms[J].The Review of Economics and Statistics，1996： 187-199

[2]Fare R，Grosskopf S，Norris M，et al. Productivity growth，technical progress，and efficiency change in industrialized countries[J].The American economic review，1994： 66-83

[3]Griliches Z.Research expenditures， education，and the aggregate agricultural production function[J].The American Economic Review，1964： 961-974

[4]Ran J，Voon J P， Li G.How does FDI affect China？ Evidence from industries and provinces[J].Journal of Comparative Economics，2007，35（4）： 774-799

[5]白洁.对外直接投资的逆向技术溢出效应――对中国全要素生产率影响的经验检验[J].世界经济研究，2009 （8）： 65-69

[6]郭庆旺，贾俊雪.中国全要素生产率的估算： 1979―2004[J].经济研究，2005，6（5）： 1-60

[7]郭庆旺，赵志耘，贾俊雪.中国省份经济的全要素生产率分析[J].世界经济，2005，5： 46-53

[8]刘建国，李国平，张军涛等.中国经济效率和全要素生产率的空间分异及其影响[J].地理学报，2012，67（8）： l

[9]邱斌，杨帅，辛培江.FDI 技术溢出渠道与中国制造业生产率增长研究： 基于面板数据的分析[J].世界经济，2008 （8）： 20-31

[10]覃毅，张世贤.FDI 对中国工业企业效率影响的路径――基于中国工业分行业的实证研究[J].中国工业经济，2011（11）： 68-78

[11]吴延兵.自主研发， 技术引进与生产率[J].经济研究，2008，8： 51-64

[12]杨勇.中国服务业全要素生产率再测算[J].世界经济，2008（10）： 46-55

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篇(4)

广东常住人口1.04亿全国第一

根据普查数据，此次人口普查登记的全国总人口为13.4亿人（加上港澳台的人口总数为13.7亿人），与2000年第五次人口普查相比，10年增加7390万人，增长5.84%，年平均增长0.57%，比1990年到2000年年均1.07%的增长率下降了0.5个百分点。从四大区域人口分布情况来看，沿海发达省份人口占全国总人口的比重在增加，更多的人口从中西部往东部发达地区迁移、流动。东部地区人口占全国常住人口的37.98%，与第五次人口普查相比，上升2.41个百分点。

从各地区人口变化情况看，数量方面，按常住人口口径统计，广东已经超过河南，常住人口达到1.04亿人，也是全国唯一一个常住人口数量超过1亿的省份，其常住人口数量占全国总人口比例为7.79%。山东9579万人位于第二位，河南9402万人位于第三。而在2000年，河南常住人口排名第一。此外，全国仅有6个省份常住人口减少，其他省份均为增加。10年间，常住人口增加最多的5个地区是广东、浙江、上海、北京、山东，分别增加1800万、766万、628万、580万和500万，均处于发达地区。常住人口减少的6个省份为湖北、四川、重庆、贵州、安徽、甘肃，其中湖北人口减少最多，10年间减少了304万。增长方面，公布数据的21个地区中，共有13个地区增幅超过全国平均水平，北京、天津、上海、广东的增长幅度最大，10年分别增长了44.5%、37.53%、29.27%、20.69%，年均增长率为3.8%、3.24%、2.6%、1.9%，都远远超过了国家0.57%的平均增长率。

实际上，此前联合国在2008年的全球人口展望中，曾预测2010年中国总人口会达到13.54亿人。而在2010年11月中国开始统计人口数字时，联合国的人口统计学家曾预计中国人口现在将达到14亿。造成中国人口增长落后于预期的背后原因则是近十年来中国人口生育率的下降。中国之前估算的生育率为1.8，而根据此次普查结果估算，中国总和生育率很可能只有1.5，甚至更低。2010年，中国0～14岁少年人口占比为16.6%，相比2000年的22.89%下降了6.29个百分点，而2000年比1990年仅下降了4.8个百分点，这意味着过去10年少年人口占比在加速减少。此次普查的数据还显示中国的总生育率（一位育龄妇女一生所生子女个数的平均值）可能已经降至1.4，这远远低于2.1的人口替代率，而专家表示，这种局面最终会走向人口稳定状态，未来将有可能出现人口不增长甚至减少。

人口数量增加最多5个地区和减少最多4个地区比较

21个地区10年间人口年均增长率比较

上海外来人口比重39%全国最高

此次人口普查，全国流动人口大幅增加，流动人口总数为2.6亿，比2000年增长81.03%。广东、浙江、上海、北京等地区公布了本地区流动人口情况。从流动人口数量来看，广东流动人口数量最为庞大，为3128万人，占常住人口的30%，占全国流动人口的12%。其中属于省外的2150万人，省内的978万人。同第五次全国人口普查相比，10年间广东跨乡镇流动的人口增加1023万人，增长48.58%，其中省外人口增加643万人，增长42.71%。在省内外流动人口数量之庞大，是广东成为全国第一人口大省的主要原因。其次为浙江，共有外来人口1182.4万人。外来人口比重方面，上海外来常住人口为897.7万人，占常住人口的39%，是外来人口比重最大的地区，10年共增长159.08%，年平均增长率高达9.99%。其次是北京外来人口的比重已由2000年的18.9%提高到2010年的35.9%。

显然，外来人口已经成为广东、上海、北京等地区常住人口中极为重要的一部分。外来人口可以说推动了这些地区近些年来的经济繁荣和快速增长，而这些地区也为外来人口提供了源源不断的就业岗位和家庭收入的快速增长。但是值得注意的是，外来人口的集中性聚集也给这些地区的发展带来了诸如大城市病、社会治安不稳等一系列的问题。对于在“十二五”时期积极推进产业结构升级的东部地区和承接产业转移的中西部地区而言，确立人口与经济社会发展协调是一个良好的机遇。

部分地区外来人口数量及占常住人口比重比较

注：1.表示流动人口以流入为主；表示四川流出人口数量。

2. 广东为流动人口数量；浙江、上海、北京、天津为外来常住人口数量。

3. 流动人口是指居住地与户口登记地所在的乡镇街道不一致、且离开户口登记地半年以上的人口。

重庆65岁及以上人口占比11.56%老龄化程度最严重

按国际的通行标准，一个国家或地区65岁以上人口占总人口的比重达到7%，即标志其进入老龄化社会。人口普查结果显示，中国的老龄化进程在加快，过年10年间，14岁以下的小孩在总体人口中比重下降6.29个百分点，而65岁及以上人口占8.87%，比2000年人口普查上升1.91个百分点。从公布数据的24个地区的情况看，19个地区65岁及以上人口占比超过7%，步入老龄化社会。其中重庆65岁及以上人口占比11.56%，是老龄化程度最严重的地区。而北京、天津、上海、广东则由于外来人口基本以中青年为主，给本地区带来了很大的人口红利，延缓了人口老龄化的进程。北京、天津、广东分别为8.7%、8.52%、6.75%，均低于国家平均水平。上海虽然超过了10%，但上海也是10年来唯一一个老年人口占比出现下降的地区。

老年人口比重的不断加大，显然验证了学者们对中国“人口红利”问题的普遍关心。联合国的人口展望数据预测2010年中国65岁以上人口占比为8.2%，而中国的老龄化速度已经超出了权威机构的预期。而如果这种状况继续下去，意味着未来15～20年间，在一面加速老龄化、一面劳动力减少的此消彼长作用下，中国的人口红利将快速衰减。根据联合国的数据推测，2025年中国的人口红利（以15~64岁劳动人口占比衡量）将下降到全球平均水平。此外，中国的老龄化问题也将进一步严重，如果按照7%的老龄化社会标准，中国已经进入了老龄化社会，并有进一步加重的趋势，“未富先老”将是未来需要解决的难题。

宁夏城镇化率上升15%高出全国1.56个百分点

根据普查结果，全国居住在城镇的人口为6.66亿人，城镇化率为49.68%，城镇化率10年上升13.46个百分点，净增2亿人，不论是年净增量还是城镇人口总量，都已经长期处于世界第一的位置。这充分说明近10年城镇化进程在加快，也标志着我国工业化和现代化水平的不断提高。但同时流动人口已经超过 2.6亿人，城镇化呈现出“半城镇化”的状况，正严重影响着中国城镇化的质量。从地区情况看，共有浙江、北京等7个地区公布了城乡人口情况。城镇化率方面，东部经济发达省份城镇化水平较高，北京的城镇化率最高达到86%，高出全国平均水平36.32个百分点。广东66.18%，比全国平均水平高16.5%。甘肃、青海、贵州等西部地区较低。城镇化率变化方面，宁夏城镇人口增长较快，较第五次全国人口普查上升15.02个百分点，高出全国13.46%的上升幅度1.56个百分点。

城镇化率达到近50%，十年中净增2亿城镇人口，中国的城镇化速度可以说已经冠绝全球。快速增长的城镇化率带动了城市经济的繁荣，也促进了农村剩余劳动力的工业化转移。可以说，城镇化的加速对于中国近年来消费经济的发展和形成产生了巨大的作用。但是同时值得注意的是，在快速城市化的同时，我国的社会保障制度远远落后于城镇化进程，大批在城市中工作和生活的外来人口享受不到与当地人平等的社会保障和福利制度安排，而对于大批的农民工而言，这个问题更加严重。有研究认为，如果以就业作为城镇化水平的认定标准的话，那么目前中国的城镇化水平至少达到60%以上。

7个地区10年间城镇化率变化情况比较

天津人口性别比114.52 最不合理

篇(5)

关键词：劳动力就业结构；变化趋势；职业教育；启示

职业教育相对普通教育而言，与经济发展和就业结构关系更为紧密，有助于劳动力的合理供给、缓解劳动力供求矛盾、拓宽就业渠道，是促进劳动力就业和再就业的重要举措。为了充分发挥职业教育促进就业的作用，职业教育应当依据劳动力就业结构的变化趋势来确定其发展思路。笔者在分析劳动力就业结构的现状的基础上，采用趋势外推法对我国未来五年内劳动力就业结构的变化趋势进行预测，并据此提出对职业教育发展思路的相应启示。

我国劳动力就业结构的现状及变化趋势

我国劳动力就业结构的产业特征1985年至2004年三次产业从业人员各自所占份额及变化趋势见图1、表2、表3和表4。第一产业从业人员所占份额大致呈下降趋势，已由1985年的近2/3稳定到90年代后期的1/2左右；第二产业从业人员份额大致呈上升趋势，但是90年代后期呈下降趋势，而且已小于第三产业的从业人数量与份额；第三产业从业人员数量与份额经历了快速上升的过程，并已超过第二产业成为吸纳从业人员的主要力量。改革开放以来，从业人员总数从1978年的40153万人增加到2004年的75200万人，共增加了35047万人，年平均增长率为3.49%。三次产业的从业人员数量分别由1978年的28318万人、6945万人和4890万人上升到2004年的35269万人、16920万人和23011万人，分别增加了6951万人、9975万人和18121万人，年均增长率分别为0.98%、5.74%和14.8%。在增加的从业人员中，约19.8%的从业人员被第一产业吸纳，约28.5%的被第二产业吸纳，第三产业吸纳的约51.7%，已超过新增从业人员的一半，成为改革以来吸纳从业人员的主要力量。

我国劳动力就业结构的所有制特征从1980年至2004年，在国有单位和城镇集体单位从业的人员份额逐年下降，而乡镇企业和私营及个体企业在拉动就业方面的作用越来越大，尤其是进入90年代，乡镇企业提供的就业岗位已经开始超过国有单位。在吸收新增就业者的数量上，私营经济所占的比重越来越高。1989年，全社会每100个新增就业者中，只有0.07个流向私营部门，1998年私营企业吸收的劳动力数量超过了当年全社会新增就业人数。1997年我国共有418万下岗职工在个体、私营经济领域中实现了再就业，占当年安置下岗职工总数的2/3以上。①私营、个体户的从业人员在1990年至2004年的年均增长率为14.1%，而同期国有企业、集体企业的年均增长率只有-2.5%、-5.3%。乡镇企业在有效增加产品供给的同时，在农村就地吸收了大量的农业剩余劳动力，成为农村增加非农就业的主要渠道。国有企业和集体企业在吸收从业人员方面的作用在逐渐减小。不同所有制从业人员数量与份额见表1，份额的变化趋势见图2。

注：表中数据根据《中国统计年鉴2005》（北京：中国统计出版社，2005年9月，第一版）有关数据测算得出，下同。

我国劳动力就业结构的产业结构变化趋势预测劳动力在第一产业、第二产业和第三产业的分布，作为一种经济现象在相当长的时期内有其发展方向和趋势，因此我们拟用趋势外推法对这种长期趋势进行预测。我们的假设是（1）其发展过程呈渐进性发展而非跳跃式变化；（2）未来和过去的发展规律一样，也即根据过去资料建立的趋势外推模型能适合未来的发展。首先，我们用时序（x）为自变量，时序数列第一产业从业人员份额（Y1）为因变量来对第一产业从业人员份额的变化进行趋势外推，如表2和图3所示。在图3中，散点是第一产业从业人员份额的实际数值，曲线是根据实际数值拟合的指数曲线趋势线y=63.618e-0.0151x的图示，②利用这一趋势方程式对2004年之后的七年进行趋势外推可得出结论：在未来十年里第一产业从业人员的份额将会继续缓慢降低。同时，由于中国人口基数过大，在经过二十多年的经济体制改革后，第一产业还是吸纳着近1/2的劳动力，未来一段时间内我国人口还将保持一定的增长趋势，所以第一产业还将继续发挥蓄水池的作用。与过去不同的是，农业产业化进程的加快对继续留在农村从事农业的劳动力的技术要求提高很多。

最后，我们对第三产业从业人员份额的趋势进行外推，做出第三产业从业人员份额（Y3）对时序（x）的散点图并对数据进行曲线的拟合，如图5所示。

图5中，散点是第三产业从业人员份额的实际数值，曲线是根据实际数值拟合的指数曲线趋势线：y=15.855e0.0346x的图示，④利用这一趋势方程式对2004年之后的七年进行趋势外推可得出结论：在未来七年里，第三产业从业人员的份额将会继续快速上升，并超过第二产业成为吸呐从业人员的主要力量。从经济发展阶段看，我国处于工业化中期。2000年在三次产业的产值构成比例中，第一产业占10%左右，第二产业已占到70%，第三产业占到20%左右，按照库兹涅茨研究得出的一般模式，当第一产业产值比重降低到20%以下，第二产业比重上升到高于第三产业并在产值构成中占最大比重时，工业化进入中期阶段。在工业化中期，体现在就业结构上，就是第一产业劳动力大量向第二、第三产业转移，考虑到我国属于发展中国家的特殊情况，建国以来长期实行"优先发展重工业"的赶超型发展战略，形成第二产业产值过高、第三产业产值比重过低的扭曲的产业结构，表现在产业间的劳动力结构就是:改革之初，68.7%的劳动力滞留在第一产业内，第三产业的劳动力份额甚至低于建国初的劳动力份额。加之改革开放之后，第二产业内部减员增效、现代企业制度建立并逐步实施，第二产业吸纳从业人员的能力有限，第一产业转移出的劳动力将继续地大部分为第三产业所吸纳，第三产业已超过第二产业成为吸纳从业人员的第二大主要力量。发达国家第三产业从业人员占全部从业人员的比重一般在60%以上，即使是发展中国家如印度、马来西亚等国也已经达到50%。第三产业增加值每增长1个百分点，平均增加就业岗位85万个左右。每投资100万元可提供的就业岗位为：重工业400个，轻工业700个，第三产业1000个。在我国今后一段时期里，第三产业拉动就业的潜力仍然很大。⑤

我国劳动力就业结构的所有制结构变化趋势预测我们用时序（x）为自变量，时序数列私营及个体企业从业人员份额（Y4）为因变量来对私营及个体企业从业人员份额的变化趋势进行外推，如表5和图6所示。在图6中，散点是私营及个体企业从业人员份额的实际数值，曲线是根据实际数值拟合的对数曲线趋势线y=3.3039Ln（x）+0.0884的图示，⑥利用这一趋势方程式对2004年之后的七年进行趋势外推可得出结论：在未来几年里私营及个体企业对从业人员的需求会继续增加，将成为劳动力就业的一个很重要的途径。

劳动力就业结构的现状及变化趋势为职业教育发展的启示

第一，乡镇企业在有效增加产品供给的同时，在农村就地吸收了大量的农业剩余劳动力，成为农村增加非农就业的主要渠道。国有企业和集体企业在吸收从业人员方面的作用在逐渐减小。城乡职业教育要联合起来，为留在农村本土从事农业以及非农就业和进入城市第二和第三产业就业的农民，提供技术支持和技术保障，以实现科教兴农，加快农民增收的步伐，推动农业产业化、农村现代化、农村城镇化的进程。

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第二，劳动力就业结构中产业结构变化趋势和所有制结构的变化趋势分析表明，第三产业和中小企业、私营企业将成为劳动力需求增长较快的领域，提示职业教育要把“引导学生积极到第三产业和中小私营企业就业”的指导思想贯穿始终，并且要密切关注劳动力市场对人才的需求，用人才需求来引导职业教育的教学方向，结合专业特色、积极采用学习周期长短结合的“模块化教学”、“产学结合”的灵活而实用的教学模式，以提高教学效果，使职业教育能真正促成普通的劳动者向市场积极需求的能力型劳动者的转变。

第三，在教学过程中积极引入“创业教育”，多方面创造条件来引导、鼓励学生多渠道参与创业活动，不仅实现自我就业，还为他人提供就业岗位，从而为根本改善社会就业状况做出贡献。

注释：

①中国社会科学院工业经济研究所.中国工业发展报告1999[M].北京：经济管理出版社,1999:212.

②徐国祥．统计预测和决策[M]．上海：上海财经大学出版社，1998：82．根据统计学统计预测原理，因为第一产业从业人员份额的时间序列值的一阶差比率（Yx/Yx-1）基本相等，所以选择指数曲线模型来进行趋势外推，利用计算机自动计算出该指数曲线的方程。

③贾俊平．统计学[M]．北京：清华大学出版社，2004：365.

④徐国祥．统计预测和决策[M]．上海：上海财经大学出版社，1998：82．根据统计学统计预测原理，因为第三产业从业人员份额的时间序列值的一阶差比率（Yx/Yx-1）基本相等，所以选择指数曲线模型来进行趋势外推，利用计算机自动计算出该指数曲线的方程。

⑤参见《职业技术教育》2002年第4期第36页的“数字”栏目。

⑥徐国祥．统计预测和决策[M]．上海：上海财经大学出版社，1998:82．根据统计学统计预测原理，私营及个体企业从业人员份额的时间序列值的一阶差分、二阶差分、一阶差比率和一阶差的一阶比率均没有呈现出“相等或基本相等”的态势，本研究依据“排除原则”选取对数曲线模型来进行趋势外推，利用计算机自动计算出该对数曲线的方程。

作者简介：

张睿（1974―），西华师范大学教育经济与管理专业2006届管理学硕士，现在新乡医学院教务处教育教学研究室工作，研究方向为教育经济学、高等教育管理。

黄育云（1941―），西华师范大学教育科学学院教授，研究方向为教育经济学。

篇(6)

关键词： 中国；能源消费；ARIMA模型；预测

中图分类号：F224；F206 文献标识码：A 文章编号：2095-0829（2014）05-0041-07

一、引言

近十年来，年均增长率9.5%的我国经济赢得了令世界瞩目的成就，但高增长的经济背后伴随着能源需求的迅速增长以及能源供需缺口的大幅扩大。能源是一个国家国民经济发展的重要物质基础，也是提高人民生活水平的重要物质基础，上世纪90年代能源缺口曾经长期制约着我国经济的发展。[1]35近几年由于我国能源产量迅速增加，能源短缺现象在一定程度上虽然得到了缓解，但从长远来看能源供需形势仍然非常不容乐观。[2]12以原油的供需为例，新世纪以来，我国石油产量年均增长率只有1.5%，但石油消费增长率稳定保持在7.5%以上，由此形成了石油供需的巨大缺口，这种巨大缺口使得我国对石油进口的依存度连年扩大。近十年来，伴随着经济的迅速增长，石油净进口大幅攀升以致于我国在世界主要石油消费国中的名次上升到了第二位，仅次于美国。可是我国目前面临的石油后备供应能力已经严重不足，同时全球石油供应渠道受地缘政治紧张局势（南海冲突、美国重组亚太地区等等）影响，我国未来的能源基础能否继续支撑今后社会经济可持续发展，已经成为国内外众多学者关注的焦点。因此对未来能源消费需求进行预测分析，并在此基础上对国家未来能源需求、能源供给的规划提供政策性建议，对于保障我国社会主义市场经济的健康、平稳发展具有重要的理论和现实意义。

当前国内外许多学者和机构已经对能源消费问题进行广泛研究，并取得了许多研究成果，其中一个焦点就是对能源消费预测。就此问题他们运用了各种不同研究方法，例如能源消费系数法、洛伦茨曲线分析法、变量自回归、部门分析法等等[3]3。但是这些方法大多停留在探究能源或非能源引起的经济现象如何进行量化，然后就这些变量如何对能源消费产生影响进行分析。模型上主要体现在试图建立起与能源消费需求之间的因果关系和结构关系，然后根据这些关系来预测能源需求的一些相关关系，但是由于能源消费往往受到各个方面因素的制约，而这些因素的关系又是错综复杂的，相关因素变动也是不确定的，因此运用因果关系模型或结构比例关系预测能源需求基本很难有说服力。如果选择预测模型的标准是追求预测精度的极大化，则最好选择时间序列模型。[4]57-65本文拟采用时间序列模型（ARIMA模型）对能源消费进行预测，该模型是一种精度较高的时间序列短期预测模型，由于时间序列模型的结构与特征，使得模型能够达到最小方差意义下的最优预测。[5]106-108

二、研究方法、数据样本与变量设定

（一） 研究方法

1.自相关理论

我们把按时间（如时间序列数据）或者空间（如截面数据）排列的观察值之间的相关关系称为自相关。

在古典线性回归模型中假定随机扰动项ui不存在自相关，即，这一假定意味着任意一个观察值的随机扰动项不受其他观察值扰动项的影响。残差中存在自相关现象说明拟合不足，解释变量没有提取被解释变量中所有特性，通常用DW统计量来判断模型是否存在自相关，计算公式见（1），当DW统计量值在2附近时，我们称模型里解释变量不存在自相关，DW值越靠近2，模型解释力度越好。

（1）

2. 时间序列平稳性检验

我们把满足以下两个条件的时间序列称为平稳的时间序列。

1）对于任意的时间t， {Xt}的均值恒为常数，即；

2）对于时间t1和t2，{Xt}的协方差函数和自相关函数只与时间长度t2-t1有关，而与t1和t2的起始点无关。

从上述两个条件可以看出，平稳的时间序列的统计性质不会随着时间的推移而发生变化。

对时间序列的平稳性检验主要有两种方法：一种是图检验方法，即根据时间序列散点图和自相关散点图显示的波动特征做出判断；另一种是假设检验方法，即构造检验统计量。最常用的平稳性检验方法是构造统计量进行单位根检验，其基本原理为：

对于一阶自回归序列模型为

该序列的特征方程为：，特征根为：

当特征根，说明该序列平稳；当特征根，说明该序列非平稳。

3. ARIMA模型理论

上世纪70年数理统计学家BOX和Jenkins以随机理论为基础提出了有效用于分析时间序列ARIMA模型的方法，该方法由于广泛运用，后来我们把ARIMA模型又称为“Box-Jenkins模型”，该模型在经济领域主要被广泛运用于预测分析。所谓时间序列是指其变化值是随时间t变动的一组随机变量，构成时间序列的单个值虽然带有不确定性，但时间序列的变化却呈现出一定的规律性，因此我们可以借数学模型来粗略地描述这种规律。ARIMA模型有三种基本类型：自回归模型、移动平均模型和自回归移动平均模型

1）一般的P阶自回归过程AR（p）定义为

（2）

其中， 是自回归参数；指干扰项，是白噪声过程。

2）一般的q阶的移动平均过程MA（q）定义为

（3）

其中，是回归参数；是干扰性，属于白噪声过程。

3）将AR（p）与MA（q）结合，即一般自回归移动平均过程即ARMA（p，q）定义为

（4）

公式（4）表明：一个随机时间序列可以通过其自身的过去值或滞后值以及随机扰动项等随机变量来解释。如果该序列的行为并不会随着时间的推移而变化即具有稳定性，那么我们简单地可以通过该序列的过去值来预测其未来值的变化，这也正是ARIMA模型的优势所在。

如果时间序列数据不平稳，即存在单位根的过程，需要将非平稳时间序列转换为平稳时间序列，然后再建立以上模型，存在d个单位根就叫做d阶单整，即I（d），一般需要d阶差分转换，这个过程就是ARIMA模型过程。

（二）数据样本与变量设定

为建立合理的ARIMA模型，本文从国家统计局获得了1978―2012年间35年的中国能源消费历史数据见表1，将其作为样本观察值，其序列变化规律见图1。本文把该时间序列命名为ec，即取能源消费英文首字母energy cost之意。为减小序列波动性，对该序列取对数处理，并将取对数后的时间序列命名为lec，即log（ec）的含义。在样本观察值的基础上检验时间序列数据平稳性，结果发现序列非平稳即序列存在异方差。为了消除时间序列的异方差，对该序列作差分处理。经ADF检验验证该时间序列lec是二阶单整的，可建立ARIMA（p，2，q）模型。将二阶差分后平稳的时间序列命名为d2lec，把一阶差分的时间序列命名为dlec即之意，显然d2lec即表示2次含义。建立起ARIMA模型以后，为验证ARIMA适用性，需要对模型残差e进行平稳性检验，如果e是平稳的，则说明模型可以进行有效预测。如果残差e不平稳，则需要重新估计模型。

从样本中可以知道1978―2012年间中国能源消费呈递增趋势，年平均增长率达5.706%，再次验证了改革开放以来我国能源消费快速增长的现实。

表6结果进一步说明了模型的准确性，除了2010年误差百分比超过2%外，其余的都小于2%，其中2011年和2012年预测误差百分比甚至小于1%，五年间预测平均误差百分比仅为1.439 6%。更能说明模型具有较高的预测价值，然后利用该模型预测2013年中国能源消费86 559百万吨标准煤，2014年和2015年中国能源消费分别是412 492百万吨标准煤、440 165百万吨标准煤。

四、结论和政策建议

综上分析，将中国历年能源消费数据与模型预测数值进行比较，发现运用ARIMA模型对我国能源消费进行预测的准确率高达98%。同时通过对预测数据的残差序列进行单根检验，残差具有平稳性，进一步说明预测模型稳定性好，实现了对能源消费预测平稳性好、准确性高的目的。

同时根据我们的预测结果表明，按当前的能源消耗速度，未来几年，我国的能源消费总量将继续以年均约8.7%的速度增长，而国内能源供给已经严重不足，能源进口增加将使得我国经济对世界其他经济体依赖程度加大，这必然是不利的趋势。因此，一定要采取相应措施降低能源消费量和保证能源供给，面对目前状况提出以下建议：

1.节约能源消耗。应深化节能经济发展战略思路，这不仅要求各级政府严格落实2010年以来国家节能减排政策，更应该在日常工作生活中把能源节约作为工作重点。企业应规范能源消耗管理，革新投入产出技术手段，提高节能率，真正将节能措施落实到日常生活、工作生产中去。

2.调整能源消费结构。进一步优化能源需求结构，改变当前能源消费中煤炭能源消费所占比重独大而其他能源消费比重偏小的不合理结构，并发展可持续、地区间能源供需趋向平衡的能源消费结构。

3.增加新能源供给产量。实行开发新能源发展战略，加大可开发再生能源的投资力度，充分开发利用太阳能、潮汐能、生物能以及垃圾能源。

参考文献：

[1]成升魁，沈镭，徐增让.2010中国资源报告――资源流动：格局、效应与对策[M].北京：科学出版社， 2011.

[2]李文彦.21世纪前期我国能源战略的若干问题[J].经济地理，2000（1）.

[3]卢二坡.组合模型在我国能源需求预测中的应用[J].数理统计与管理，2006（5）.

篇(7)

医院人力资源规划是医院总体规划不可或缺的最重要组成部分，是医院人力资源开发和利用的总体设计。现有人力资源预测的方法复杂，在实际操作中可行性差[1]。

广东省番禺区人民医院作为番禺区最大的集医疗、卫生、预防、保健于一体的综合性医院，是承担番禺100多万人口医疗、保健任务的事业单位，也将成为由区政府为主导兴建的中心医院的筹建主体。番禺区中心医院按照三甲医院标准配置，终极目标1 200个床位的规模规划（一期建成800张，二期建成1 200张），日门诊量设计为5 000人次，总用地面积147 042 m2，将于2008年建成投入使用。现将我院2003～2006年的业务量等经济指标和人力资源的结构组成、发展速度等作关联对比，做出未来3年中心医院人员数量和结构方面的发展预测，以此作为改革后我院自主招聘人才和引进人才的依据。

1 资料与方法

1．1 资料来源 广东省番禺区人民医院2003～2006年期间，全年的业务收入等经济指标和相关的工作量指标；在编员工的人员结构组成；全院员工的人员结构组成。

1．2 方法

1．2．1 指标 统计指标包括2003～2006年期间业务收入、出院人数、出院者占用总床日数、门诊总量、日门诊量，各类人员构成的绝对指标。

1．2．2 原理与方法 发展速度：指计算期发展水平与基期发展水平之比。反映了某种社会经济现象在一定时期内发展的方向和程度。定基发展速度是时间数列中计算期发展水平与固定基期发展水平之比，说明某种社会经济现象在较长时期内总的发展方向和程度，因此也称为总发展速度。环比发展速度是时间数列中计算期发展水平与前期发展水平之比，说明某种社会经济现象的逐期发展方向和程度[2]。

本研究采用统计学原理及方法，其指标包括2003～2006年期间业务收入、出院人数、出院者占用总床日数、门诊总量、日门诊量，各类人员构成的绝对指标。由此统计分析出未来3年全院人员结构的发展趋势。

2 统计与分析

2．1 业务收入、工作量统计指标分析 定基发展速度是各年度以2003年为基期发展水平计算；环比发展速度是各年度以上年度为基期发展水平计算（见表1、2）。

2．3 发展趋势预测 按照各平均增长率预测未来3年的人力资源发展趋势（见表5）。

3 讨论

医院人力资源规划系指医院为实现未来一段时间内的发展目标，对人力资源需求作出科学的计算和预测，制定出指导和调整人力资源发展的计划，以期医院在未来发展中能有效地实现人力在数量和质量上的供需平衡。一个好的人力资源预测必将起到支持和促进医院发展总目标实现的作用。

人力资源预测的方法有很多，其中比较常用的方法有：①特尔斐法。其原理是利用专家的知识、经验、判断力，对预测的问题作定性估测，再将定性的资料转换成定量的估测值，其要求专家人数在20～50人，采用四轮的信函征询表要求专家对所提出的不同意见陈述理由，并将专家的反馈意见进行整理分析，请专家提出最后的意见和根据，再作最后预测，其方法复杂，在实际操作中可行性差。②卫生人力需要、需求法。这是建立在人群生物学基础上和专家意见基础上确定卫生服务需要量，并根据卫生人力的生产效率预测卫生人力需求量。使用该方法的难点是如何确定各类疾病需要的各类卫生服务量的标准以及卫生人力的生产力等[1]。

本研究采用统计学原理及方法，大胆采用2003～2006年期间，业务收入、出院人数、出院者占用总床日数、门诊总量、日门诊量，各类员工在不同分类中的发展速度作为分析指标，作出未来3年我院人力资源预测分析。从表中看出，本资料预测2006年我院卫生技术人员数共1 191人，与截至2006年12月31日，我院卫生技术人员实际人数1 148人的结果基本吻合，误差率仅3．47%。分析其发生误差的原因：①员工流失尤其是编外人员的流失是医院人力资源管理难点及不可预测因素之一，从前4年我院员工流失数字统计，2003年39人，2004年34人，2005年65人，2006年87人。可以看出减少员工的流失是确保医院人力资源管理和预测顺利进行的重要因素之一；②医院目前使用的编制标准是由卫生部1978年制定的[3],而近几年来我院业务发展迅速，每年都以可喜的速度增长，但由于编制数的限制，在一定程度上限制了医院的发展。

4 对策

①提升医院人力资源管理理念，把员工作为医院发展的主体，不仅开发员工的智力，还要提高员工的科学文化素质和思想觉悟，既注重对员工现有能力的充分发挥，又注重对员工潜在能力的有效挖掘，促进医院内部人才培养开发，并从人才的战略出发，引进优秀人才，达到人才整体素质的提高；②在现有资源下实现人力的合理配备，优化服务流程，充分利用先进的科学设备，促进人尽其才，才尽其用，利用有限的人力资源来创造最大的财富；③加强医院的文化建设，营造一个和谐、有凝聚力、竞争力的环境，拓宽医院生存发展空间，促使医院焕发活力，从而吸引人才、留住人才[4]；④缩短在职职工与编外人员待遇的差距，减少编外人员心理上的失落感，从实处做到用适当待遇留人、感情留人、事业留人；⑤把医院的发展速度及实际在编人员的矛盾如实向上级部门反映，积极向上级部门申请编制名额。

人力资源队伍总是在不断变化中，环境也在变化中。各种变化不断地打破平衡，我院由原来800张床位扩建至中心医院的1 200张床位，正是这种不断变化环境中活生生的例子。为了适应变化，我们大胆采用统计学原理及方法对人力需求进行预测，并对中心医院未来3年我院人员数量和结构方面的发展进行预测，现已取得初步的成效，希望此经验推广应用，从而推动卫生事业的发展。

参考文献

1 曹荣桂，王环增．医院管理学人力资源管理分册．人民卫生出版社，2003：90-91．

2 谢南．统计学原理（修订本）．暨南大学出版社，1998：175-176．

3 裴娟，郭元成．人力资源管理与医院人事制度改革．中国卫生经济,2003，（4）：42-43．