出差总结十篇

出差总结篇1

你们好!

此次广东出差已将近一个月，首先感谢领导对我的器重和信任，能把这么重要且光荣的工作交给我。本人在荣幸的同时也深感责任重大，一定不能辜负公司对我的期望。 此次来广东出差的前段时间工作中不尽如人意，这就让自己背负了很大的压力，使得自己寝食难安，有那种如履薄冰的感觉，生怕辜负了公司以及领导对我的期望和信任。夜不能寐的时候自己也在深刻反省和总结，反省公司花这么多钱来让我出差如果不把工作做好能对得起公司和领导嘛?总结如何做好自己的工作，亡羊补牢争取在接下来的工作中能有较大的进步。 通过反省和自我批评，发现在广东的前几天没有抓住工作的重点，也没有把握重点客户，更没有按照出差前领导批准的出差计划去执行，这就使得自己的工作很盲目，拜访的客户都不是重点的客户，收到的回款也比较少。通过及时的反省和总结，才使得自己重新回到了正轨，回款也在不断的增加，此次出差的工作重点也逐步的攻克。 以下是我在本次出差总结的拙见，这里总结出来希望能对日后工作有所帮助，把情况汇报给公司希望能对领导做决策时有所帮助：

一、 在广州的前几天主要拜访广州宏济医药有限公司，目的是想把其攻克，把关系打好。他是公司物流品种在广州的客户，不仅让其做物流，更要其把招商的产品也一起做，通过几天的努力，终于和其建立了良好的关系，最终客户下了两万多元的招商产品的订单，物流同时也在做，而且专门为公司的产品做了彩页来进行推广，把公司的产品列为会员产品加重点推广。最后客户表示合作几次之后也想让招商品种给他个月结的政策，其保证每个月销量不下5万元，每月5号之前把款打到公司，因为个人没这个权限，所以没有答应他，只能说向领导请示。

二、 在广州同时拜访了双钾商周爱民，目的是对双钾在广东基药招标的工作解决一下，客户表示中标没有问题，价格也不会低于18元。另外一个目的是中标之后双钾来如何操作，我提的建议是招区域，因为客户的临床网络不好，只要找区域才能更大面积的覆盖率和更大的销量。客户也没有否决我的建议，但是表示要等中标结果出来看一些中标价格以及广东基药招标的政策才能做最后的决定。

三、 拜访羧甲司坦口服溶液商，但是没有见到老板本人，只和其采购部经理谈了一下羧甲司坦口服液的中标问题，目前羧甲司坦口服液中标面临很大的困难，主要竞争对手有广州白云山总厂、华南药业和北京嘉士大恒，最后只能选两家技术标得分较高的进入最后的商务标角逐，所以羧甲司坦口服液面临的困难很大，与其采购部经理沟通的就是如何进入商务标，他表示公司现在一直在做工作，肯定会尽最大的努力来争取中标。出差工作总结格式

四、 拜访了广州的几个客户，解决了之前没解决的问题，解释了公司的情况和实力。表达了对客户的重视和对客户的诚意，都收到了一定的效果，回款也在逐步的增加，同时也增加了客户销售公司产品的热情和对公司的忠诚度。 在广州的工作就暂时告一段落了，总之是自己的心理压力很大，工作中做的也不太完美。不过最后收到了一个比较好的结果。 本次出差的重点就是做东莞朝阳药业的工作，以下重点汇报朝阳药业的情况： 对朝阳药业的工作，面临了前所未有的困难。主要包括以下几点：

一、 以前建立起良好关系的那个采购员不在采购部了，花了几个月的时间建立起的关系突然就没了，一切都要从零开始，让自己很失望。像这种公司没有关系就举步维艰。

二、 而且以前负责采购的女孩交接工作时没有和现在的这个采购员交接清楚，非要把年初退的那十件货抵成货款。而且之前谈得1053家会员店进店铺货的情况只能暂时搁浅，耽误了销售的进程。也把工作的计划给打乱了，本来重点是来和朝阳的销售员建立关系，现在却只能重新来和采购员来建立关系。等于是把以前的工作重新再做一遍。

三、 新换的这个采购员很不好说话，而且对公司的印象不太好，总是说公司工作不到位，不负责任，说公司不开出库单，说最讨厌今天到一件明天到两件，很麻烦。我也只能慢慢的与其沟通详细的解释公司的几个厂的情况。并且邀请其一起坐一坐沟通沟通感情。

出差总结篇2

山东省总人口9000多万，人口总数仅次于河南省，在全国居于第二位。全省共设城市48个，其中地级市17个，县级市31个，县城60个，其广阔的市场空间是商家必争之地，现批发市场主要要下设四个地区：济南、临沂、荷泽和青岛，济南市场覆盖区域有：济南、泰安、聊城、德州、滨州、东营、淄博、莱芜、栆庄和潍坊部分地区；临沂市场主要覆盖临沂地区三区九县；荷泽市场主要覆盖荷泽地区市场；青岛市场主要覆盖日照、烟台、威海等胶东半岛城市。现经营较好的品牌有：红蜻蜓、意尔康、蜘蛛王、澳伦、老鞋匠、金猴、孚德等品牌，主要销售渠道以本地鞋城和商场为主。

二、本公司品牌基本运作状况：

济南市场：现客户总数40多个，有效客户数15个，加盟店3家、商场专厅4家、商场、鞋城专柜7家。总库存2600双，有效库存1000双，需处理库存1600双，全年进货额250万，市场总欠款45万。

临沂市场：现客户总数20多个，有效客户数13个，自营专厅2家，加盟专厅4家，商场、鞋城专柜6家。总库存3300双，有效库1500双，需处理库存1800双，其中自营店1800双，全年进货额300万，市场总欠款26万（自营店除外）。

产品结构济南和临沂市场基本相同，批发价从90多到220，其中130左右的价格居多，款式以温州鞋为主，总体款式以正装鞋为主，约占60%，商务休闲占30%，纯休闲占10%左右。

三、存在的问题：

1、商张老板经营皮鞋行业已有多年的历史，从最初的零售开始做起，逐步走向批发，品牌经营路线，对市场信息和市场状况撑控能力基本较好，但其落户于临沂，便更多的精力放在临沂市场，临沂所辖区的三区九县，现市场基本操作稳定，终端质量较高。其对库存和欠款把握也比较合理，再加上他本人的两个自营商场也在经营，对信息反馈和款式的把握上比较准确。

但要想发展山东市场，就不能不重视济南市场，因为其省会城市必定覆盖九个地区市。从目前的运作来看，张老板基本上把济南市场的运作交由他妹夫杨先生管理，杨原本在下面市场做服装零售，对鞋业的品牌操作没有实际经验，其人更不善于与人沟通，也很少去主动开发市场，从市场发展的角度来看，大大影响了本品牌在山东市场的整体扩张。

2、品牌的档次和定位较低，这是山东市场的基本情况，从以上商批发价的主线中也可以看的出来，其价格的定位基本同温州鞋意尔康、蜘蛛王相持平，但温州鞋在市场多年驰骋中已经占有一定的市场份额，我们要在同一水平线上与其竞争，实在太难。目前商利用本公司品牌的知名度而经营中低档的产品，意在提取“S”品牌的最后一点剩余价值。

3、商并没有对市场做远投和长期规划的打算，其过高的加价制约着在市场中的跑量，普遍加价在出厂价乘以1.4以上，部分产品利润甚至高达50%，这便是一种短期的索利行为。今年能多赚点便多赚点，确少对市场的培育和保护。

4、商因其没有对市场做长投的计划，以至对市场的支持和投入太少，认为赚到口袋里的再拿出去就不合算，市场便难以拓展开。就拿泰安的客户来说吧！泰安客户杨老板经营"S"品牌已有三年的历史，在所有客户中销售最好，泰安某商场的一个专厅一年可以达到进货额100万。为了进一步拓展市场，杨老板便在另一条准商业街上开了一家"S"品牌专卖店，专卖店的货柜和门头都是在公司制作的，杨老板支付了货柜与门头总款的50%，公司按计划给予核报30%，那么商支付的是多少呢？一算便知1/6，对于杨老板这样的大客户来说是这样的投入，就更别说其他客户的支持与投入了。

5、从以上的数据分析来看，济南市场对货源的配备严重不足，因其没有自营店作后备导致不敢备货，客户补单缺货断码现象严重，以严重遏致销售量的提升。缺少对终端市场的管理，济南市场经营几年来，其中也发展过不少的客户，但众多经销商经营一段时间后便放弃或经营不下去了。当一个品牌在一个市场经营不下去倒闭后，给下一次对该市场的拓展造成了相当的难度。

四、建议整改方案：

1、加大对商加价的控制，即公司给予一定的加价比例，建立区域强制批发价，公司不定期对下面零售商调查，按此批发价执行的，便加大给予年终返利中补偿，并给予拟定额度的欠款支持。如发现违反以上规定擅自加价，降低对该市场的欠款支持和其它支持。

2、限定商在全年向公司核定的进货额中拿出一定比例的金额用于市场支持，包括门头、货柜、灯箱、宣传画、促销礼品等，同时公司加大投入对专卖店道具承担比例，强制商所做以上道具必须在公司制作，以便核算金核。为了鼓励济南市场多开自营店，公司加大对商自营店道具的承担比例。

3、公司和商联合加大对山东市场的广告投入，可以适当的选择招商旺季和销售旺季在电视媒体投广告，加强部分平面广告的投入，如路牌、高炮、车体、报刊等。

4、逐步提高山东市场产品档次，加大休闲鞋在产品结构中的比例，产品的价格和档次要略高于温州鞋，渠道以二三线市场的主流商场为主，以避开同温州品牌的正面竞争。

5、针对济南市场目前的现状，公司应重新派驻区域经理对其市场全面监控和协助商工作，所不同的是公司承担区域经理在当地的食宿和下市场的出差费用，这样不至于区域经理有些工作落的很被动，涉及到商的切身利益时而不好下手（现有些品牌采用如此办法）。

6、 逐步改制商的夫妻批发档口，更新商的经营理念，逐步建立贸易公司的运作模式。

出差总结篇3

【关键词】总时差、双代号网络图、快速计算、进度控制

1.研究背景

项目管理活动中，进度控制是三大目标（投资、进度、质量）控制之一，采用网络计划进行进度控制是国内外进行项目管理行之有效的科学手段。工作总时差是网络计划中某工作最主要的时间参数之一，是判断关键工作、关键线路，确定工期，对网络计划进行优化和调整的主要依据之一。若能快速找到各总时差为0的工作，就能快速地判断出某一网络图的关键线路，再将关键线路中各项工作的持续时间相加便能快速地得到工期。

然而，理论上，对某一工作总时差的计算却是依据该工作的最早开始时间与最早完成时间或最迟开始时间与最迟完成时间的差值来实现的，不但计算量大，而且容易出错。因此，找到一种快速计算某工作总时差的方法不仅是工作的需要，更是一种人力和时间资源的节约。

2.网络计划中工作基本时间参数

2.1工作的最早开始时间（ESi-j）：各紧前工作全部完成后，本工作可能开始的最早时刻。

2.2工作的最早完成时间（EFi-j）：各紧前工作全部完成后，本工作可能完成的最早时刻

2.3工作最迟开始时间（LSi-j）：在不影响计划工期的前提下，该工作最迟必须开始的时刻。

2.4工作最迟完成时间（LFi-j）在不影响计划工期的前提下，该工作最迟必须完成的时刻。

2.5工作的总时差（TFi-j）：在不影响计划工期的前提下，该工作存在的机动时间。

2.6自由时差（FFi-j）：在不影响紧后工作最早开始时间的前提下，该工作存在的机动时间。

2.7工作的持续时间（Di-j）：完成某项工作需要的时间

3工作基本时间参数的计算

下面以图1所示的双代号网络图为例说明各工作时间参数的计算方法。

图1：双代号网络图

（1）工作的最早开始时间ESi-j：起始工作的最早开始时间，如无规定，定为0；其他工作的最早开始时间按”顺箭头相加，箭头相碰取大值”的规则计算。

（2）工作的最早完成时间EFi-j：=ESi-j + Di-j。

（3）工作最迟完成时间LFi-j：结束工作的最迟完成时间LFi-j=Tp ；其他工作的最迟完成时间按“逆箭头相减，箭尾相碰取小值”计算。

（4）工作最迟开始时间LSi-j=LFi-j-Di-j，

（5）工作的总时差TFi-j=LSi-j-ESi-j或TFi-j=LFi-j-EFi-j，

（6）自由时差FFi-j=ESj-k-EFi-j计算结果如图2所示。

图2：各工作基本时间参数的计算结果

4总时差的快速计算方法

分析图2各数据，可初步得出某工作总时差与总工期的关系，即某工作的总时差即是经过该工作所有线路中，持续时间最长的线路计算出的总时间与总工期的差值。

快速计算某工作总时差的步骤如下：

（1） 找出网络计划的关键线路，计算出总工期；

（2） 找出经过该工作的所有线路，并计算各线路的持续时间；

（3） 确定经过该工作持续时间最长的线路；

（4） 将最长线路的持续时间与总工期相比，其差值即为该工作的总时差。

下面以工作E、工作F及工作B为例说明总时差的快速计算方法。

工作E：

（1） 从上图2计算结果可知，网络计划的关键线路是：ABDGI，工期是20.

（2） 经过工作E的各线路及其对应的持续时间为：ABEGI，持续时间17；ABEHI，持续时间15；ACEGI，持续时间17；ACEHI，持续时间15.

（3） 经过工作E的所有线路中，持续时间最长的线路是ABEGI或ACEGI，持续时间均为17.

（4） 最长线路的持续时间17与总工期20的差值为3，刚好与通过时间参数计算出的工作E的总时差数值一致。

工作F：

（1） 经过工作F的各线路及其对应的持续时间为：ACFHI，持续时间为14。因为有且仅有此条线路，所以，该线路即为经过工作F的持续时间最长的线路。

（2） 最长线路的持续时间14与总工期20的差值为6，也刚好与通过时间参数计算出的工作F的总时差数值一致。

工作B：

（1） 经过工作B的各线路及其对应的持续时间为：ABDGI，持续时间为20；ABEGI，持续时间为17；ABEHI，持续时间为15；

（2） 最长线路的持续时间20与总工期20的差值为0，也刚好与通过时间参数计算出的工作F的总时差数值一致。

5 结论

双代号网络图中，传统的某项工作总时差的求法是利用该工作的各时间参数（最早开始时间、最早完成时间或最迟开始时间、最迟完成时间）求得。而本文在总结传统计算所得结果规律的基础上，得出某工作总时差的快速计算方法。快速计算双代号网络图中某项工作总时差的方法是找出通过此工作的最长线路，其需要的总时间与关键线路表示的总工期的差值即为该工作的总时差。且经观察，某工作总时差的数值刚好等于经过该工作的最长线路上各工作的自由时差之和。如，工作F的总时差6，刚好等于工作A的自由时差0加工作C的自由时差0加工作F的自由时差1加工作H的自由时差5再加工作I的自由时差0所得的值。读者可以通过其他双代号网络图对上述观点进行检验。

参考文献：

[1] 王汝洪.工作时差在网络计划中的运用.安徽建筑，2012

[2] 胡明德.总时差的简捷计算.基础管理优化

出差总结篇4

1．1数据选取为了真实反映出河南省旅游经济总体差异演化特征与敛散性，选取了2003－2012期间的河南省历年旅游总收入(由国内旅游收入和旅游外汇收入构成)作为收入指标。研究区域特征时，沿袭区域经济的划分传统，将河南省划分为四大地带:中原城市群(郑州、开封、洛阳、平顶山、新乡、焦作、许昌、漯河)(囿于统计数据所限，其中未包括济源市。)、豫北地区(安阳、鹤壁、濮阳)、豫西豫西南(三门峡、南阳)、黄淮(商丘、信阳、周口、驻马店)。旅游收入和年末人口数据来自于2004－2013年《河南省统计年鉴》，部分数据来源于《中国经济数据库》。在做收敛检验时，旅游收入数据以2003年为基期经过平减处理，以消除价格因素影响。

1．2变异系数变异系数(coefficientofvariation，简记为CV)常用于比较度量单位不同或均数相差悬殊的两组或多组数据的变异度，文中用以衡量地区旅游发展的相对均衡性。

1．3基尼系数学术界常用基尼系数对产业构成进行差异分解，文中将河南旅游总收入分解为国内旅游收入和外汇旅游收入两部分，对旅游经济差异进行结构分解，旨在衡量旅游经济差异的内部结构特征。

1．4泰尔指数泰尔指数(Theilindex)的优势在于其可分解性，即能够将总体差异分解为地带间差异和地带内差异，进一步分析区域差异的结构构成及其贡献程度。利用泰尔指数可分解的思想，将反映整体差异的总体泰尔指数T进一步分解为四大地带间的差异TBR和地带内部总差异TWR(为四大地带内各自地市差异Tpi的加权平均)，来分析总体差异的地区差异特征。

1．5收敛检验在经济增长理论研究中，根据对收敛条件的不同假设，主要有三种收敛假说:σ收敛、β收敛和俱乐部收敛。σ收敛指不同经济体人均产出水平离散程度逐渐减小的过程;β收敛分为绝对β收敛和条件β收敛，经济含义指经济增长率与经济发展水平存在负相关关系，表现为落后地区要比发达地区具有更高的人均增长率。前者指无论初始条件和经济结构如何，各地区都将收敛到相同稳态水平。后者指由于存在影响稳态水平的因素(经济结构)，无论初始条件如何，不同地区最终会收敛到各自的稳态水平;俱乐部收敛要求经济体间既要有类似的经济结构，还要有类似的初始条件，满足这两个条件后才收敛于各自的稳态水平。本研究参照潘文卿对区域经济收敛的检验做法，依次对σ收敛、β收敛和俱乐部收敛进行检验。

1．5．1β收敛检验文中使用经典的巴罗回归方程对河南省旅游经济的绝对β收敛做出检验。检验方法为截面数据回归分析，若系数β为负值且在统计意义上显著，即地区旅游经济发展水平与旅游经济增长率存在负相关，那么就存在绝对β收敛。

1．5．2俱乐部收敛检验俱乐部收敛需要满足两个条件:河南省四个地带内部存在收敛;各地带间不存在收敛。对俱乐部收敛检验方法参照文献13和文献18的做法，利用泰尔指数对地带内和地带间差异分解趋势进行俱乐部收敛检验。

2结果与分析

2．1河南省旅游经济差异演化特征

2．1．1总体差异特征由表1中三个反映旅游经济总体差异的指标变动趋势来分析，河南省旅游经济差异变动程度虽然并不激烈，但是却表现出明显的阶段性特征，即2003～2009年期间，区域旅游经济总体差异趋于扩大;而2009年后，此种情况得到一定程度缓解，区域差异开始减小，但2012开始有所反弹。上述分析是从总体上描述了河南省旅游经济差异特征，为了更为具体地明晰总体差异的来源及其构成，并对区域差异的形成机制进行深入的因子剖析，下文进一步利用基尼系数和泰尔指数对总体差异进行结构和地区分解。

2．1．2结构差异特征:G、Gd、Gf分别为旅游总收入、国内旅游收入、旅游外汇收入的基尼系数，Sd、Sf为国内旅游收入和旅游外汇收入在旅游总收入中的占比。Pd、Pf是国内旅游收入和旅游外汇收入基尼系数对总体的贡献率。(1)从各分项基尼贡献率看，2003年以来，历年国内旅游对总体差异的贡献率都远高于入境旅游，平均贡献率高达到97．1%。可见，河南省旅游经济差异主要是由国内旅游差异造成的，主要原因在于国内旅游收入占总体旅游收入份额较大，其历年平均份额高达98%。这也印证了入境旅游发展差异状况难以真实反映出区域旅游整体差异状况。(2)从各分项基尼系数数值看，历年旅游外汇收入基尼系数都大于国内旅游收入基尼系数，定量说明了入境旅游差异程度大于国内旅游差异的现实。另一方面，从具体差异程度看，国内旅游收入基尼系数范围在0．43～0．50，历年均大于0．4，表明国内旅游收入在空间上的分配不太合理，收入差距过大，国内旅游发展不太协调;而旅游外汇收入基尼系数范围0．62～0．78之间，都高于0．5，说明旅游外汇收入地区差异悬殊，入境旅游发展极不平衡。这也体现在旅游外汇收入集聚在入境旅游热点地区上，旅游外汇收入排名前四的郑州、洛阳、焦作、开封四个地区收入之和历年占比高达86．3%。

2．1．3地区差异特征利用泰尔指数可分解性，将河南省旅游经济差异进行地区分解。给出了泰尔指数地区分解的结果，可以看出:1)从地带内和地带间比较看，旅游经济的地带内差异和地带间差异程度相当，2003－2006年间，地带内差异程度略高于地带间差异，2007年以后，旅游经济差异主要是由地带内差异贡献;2)从地带内部差异构成看，中原城市群内部差异是地带内部差异的主要原因。其中郑州、开封、洛阳、焦作四个增长极与其他地市的差异导致了中原城市群内部差异，而豫北、豫西豫西南、黄淮三个地区内部差异程度不大，这种旅游经济局部协调发展只是低水平的趋同，对促进区域旅游经济协调发展意义不大。

2．2河南省旅游经济收敛特征检验

2．2．1α收敛特征经过对2003－2012年间各市人均旅游收入对数标准差的计算，看出河南省旅游经济整体表现出一定的发散趋势，且具有明显的阶段性收敛特征:2003－2009年，α指数逐年上升，表现为明显的发散迹象，区域旅游经济差异持续扩大;2009－2012年，α指数有所下降，表现出一定的α收敛迹象，但旅游经济差异程度仍高于2003年的初始水平。2．2．2β收敛检验利用巴罗回归方程检验了2003－2012期间河南省旅游经济的β收敛性。在样本检验的全时段内，河南省旅游经济表现出微弱的发散性，但在统计意义上并不显著。而2003－2009年，β值为正值且在统计意义显著，具有明显的发散性;2009－2012年，β值为－0．0392且在统计意义上显著，表明从2009年开始河南省旅游经济开始出现绝对β收敛迹象。从经济意义来解释，2003－2009年，河南省旅游经济落后地区增长速度低于发达地区，区域差异有扩大的趋势;2009－2012年，虽然落后地区增长速度高于发达地区，区域差异有所缩小。这与α收敛检验结果也是一致的。

2．2．3俱乐部收敛特征图2给出了总的泰尔指数、地带间和地带内差异变动趋势。可以看出:与α收敛和β收敛检验结果一致，河南省旅游经济呈现出"先发散，再收敛"的阶段性收敛特征。地带间和地带内差异也具有相似的变动趋势。结合Galor给出的俱乐部收敛定义，2003－2009年间，地带间差异趋于扩大，但地带内部差异亦趋于扩大;2009－2012年间，地带内差异在缩小，但地带间差异亦在缩小。综上分析，河南省旅游经济在检验样本期间并未出现俱乐部收敛特征。虽然，河南省旅游经济存在着一定的集聚效应和极化现象，但并未出现我们担忧的两极分化的现象，即"富者愈富，穷者愈穷"俱乐部收敛特征。

3讨论分析

区域旅游差异特征以及判断其收敛趋势的根本目的在于探索如何缩小区域旅游差异以实现区域旅游协调发展。因此，文中通过对河南省旅游经济区域差异的考察，研究发现:

(1)要实现区域旅游协调发展，首先要明确旅游经济差异的来源及其构成。以往区域旅游差异的研究主要集中于入境旅游，但在本研究考察期间入境旅游收入仅占旅游总收入的2%。因此，以往研究难以反映出真实区域旅游差异现实特征。文中以旅游总收入为分析对象，研究发现:在结构差异上，国内旅游发展差异的主要原因。因此，在制定区域旅游协调发展政策上应该重点考虑国内旅游发展在平衡区域旅游经济的作用。

(2)区域旅游存在的差异是发展中的差异，关键是要在发展的进程中实现落后地区追赶先进地区，只有这样，才能实现区域旅游经济的收敛，即区域旅游的协调发展。尽管在整个考察期间河南省旅游经济并未收敛，而令人欣喜的是，2009年以来河南省旅游经济开始出现收敛迹象，区域旅游差异趋于缩小。但是目前尚未明晰旅游经济收敛原因以及相应收敛机制。因此，在今后的研究中，不仅要识别区域旅游经济差异的来源及构成，更为关键的是要预判旅游经济的收敛趋势，深入探究旅游经济收敛机制，为制定前瞻的区域旅游协调政策提供理论依据和政策指引，以促进区域旅游经济收敛，进而实现长期的稳态增长。

4结论

利用2003－2012年旅游总收入数据，在对河南省旅游经济差异演化特征分析的基础上，进一步结合经济增长收敛理论对旅游经济收敛性进行检验，得到以下结论:

(1)河南省旅游经济总体差异呈现出"先扩大、后缩小"的阶段性特征。结构差异主要是由国内旅游差异造成的，但入境旅游发展差异程度高于国内旅游;地区差异由地带内和地带间差异构成。2007年之前，地带内差异程度高于地带间。2007年后，地带间差异程度高于地带内。

出差总结篇5

这三大结构性逆差，是指中国对外贸易规模再大、贸易顺差再多，在这三个领域却是难以改变。这三大结构性逆差是能源资源逆差、“大飞机”逆差和农产品逆差。

第一，能源资源逆差。这是中国已经持续多年且规模越来越大的结构性逆差。笔者以原油、煤炭、天然气的对外逆差衡量中国的能源逆差，以具有代表性的铁矿石和铜贸易作为代表衡量对外资源逆差。

2012年，中国对外原油贸易逆差2181.7亿美元、天然气逆差82.3亿美元、煤炭逆差271.4亿美元，累计能源逆差2535.4亿美元。铁矿石和铜逆差分别为956亿美元、639亿美元。

我们计算新世纪以来，2000年至2012年这13年累计，原油、天然气、煤炭逆差各累计为1.03万亿美元、约200亿美元、约500亿美元（其中煤炭自2009年成为净进口），新世纪以来累计能源逆差1.1万亿美元。

新世纪以来，铁矿石和铜贸易逆差累计则各达4958.8亿美元、3354.8亿美元，加总为8313.6亿美元。如果再累加其他金属类资源品进口，规模会更高。

这样，2000～2012年中国经济在能源资源上的代表性逆差就高达1.93万亿美元之巨。但由于能源资源属于天然禀赋，能源资源逆差往往不会改变，甚至会越来越大。

第二，高科技类逆差。中国经济的产业结构特征，意味着中国依然不具备生产有关高科技产品的能力。大飞机是典型代表。中国航空公司的每一架飞机，都来自波音、空客等公司。这十年以来，中国光买飞机花了多少钱呢？我们以国际贸易的航空航天逆差统计，2000～2012年累计的“大飞机”逆差高达1206亿美元。

“大飞机”逆差是我国中低端产业结构特征使然，中国产业结构升级路途漫漫，也意味着中国以大飞机逆差为代表的高科技逆差将继续存在甚至攀升。

第三，人口规模持续攀高、食物消费蛋白摄取量的提升以及农地总规模的下降，导致中国已经出现结构性的“农产品逆差”，展望未来，这将成为中国越来越具有系统影响性的结构性逆差。

在2007年之前，中国在全球农产品市场上还一直是顺差状态，2008年至今扭转为逆差，目前看不到中国农产品逆差下降或逆转的任何迹象。2008～2012年，累计的农产品逆差规模已高达782.5亿美元。考虑到之前的顺差，2000～2012年累计的逆差规模为462.2亿美元。

统算来看，2000～2012年三大结构性逆差累计总规模为2.1万亿美元。

在覆盖了如上2 .1万亿美元的结构性逆差之后，2000～2012年中国对外贸易累计取得了1.7万亿美元的贸易顺差。

出差总结篇6

刘 薪

（宜宾学院教师教育学院，四川 宜宾644000）

摘要：结果显示男生在同伴间性话题沟通总体上的平均分要高于女生，在沟通动机和沟通状况维度上存在着显著的性别差异。普通中学的学生在沟通的总体水平平均分要高于职业中学的学生，总体上没有表现出显著的差异，但在沟通内容和沟通状况维度上存在着显著性差异。父母的受教育水平越高，中学生性话题沟通的水平也越高。

关键词：中学生；同伴；性话题沟通

作者简介：刘薪（1979-），女，四川宜宾人，宜宾学院教师教育学院讲师，主要从事人格与健康研究。

同伴沟通是指同龄人之间的联系过程，即同伴之间传递信息、沟通思想和交流情感的过程。中学生时期，由于家庭和学校在青少年性教育过程中发生角色失灵现象，同辈群体在此时期比父母更有影响力。同伴之间的性话题沟通对青少年的心理健康发展具有不可替代的作用。

一、对象和方法

方法：采用自编“中学生同伴性话题沟通问卷”对被试进行团体施测，正式问卷共发出了600份，剔除回答不完整、有明显反应倾向的问卷，再根据测谎题去掉废卷（4道测谎题有三道答错则认为其问卷作废），剩余445份有效问卷。

二、结果

（一）中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的特点

1.中学生同伴间性话题沟通特点及各维度的总体特征

中学生同伴间性话题沟通特点在总量表及各维度的总体测试结果显示：中学生同伴间性话题沟通在各维度上的沟通得分依次为：沟通状况>沟通态度>沟通内容>沟通动机，其中沟通状况维度均数最高，而沟通动机维度的均数水平要明显低于其他几个维度的均数水平。

2.中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的方差分析结果

对性别、学校、父母受教育水平在中学生同伴间性话题沟通问卷及各维度上进行多因素方差分析。从具体因子水平上看，沟通动机维度在性别上的主效应显著；沟通内容维度在母亲的受教育水平上存在显著差异。而四个变量之间的交互作用没有显著差异。

（二）中学生同伴间性话题沟通及各维度的性别特点

1.不同性别中学生在同伴间性话题沟通总体及各维度的测试结果

2.中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上的性别差异

中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上表现出极显著的性别差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：男生沟通动机维度（F =7. 203）和沟通状况维度（F= 11. 364）上均显著高于女生。

（三）中学生同伴性话题沟通在普通中学与职业中学上结果与分析

1.不同性质学校的中学生在同伴间性话题沟通及各维度的总体测试结果

在同伴间性话题沟通方面，普通中学的学生在总体沟通上的平均分均要高于职业中学的学生，但是并没有表现出显著的差异（3. 359>3. 259，F=2.069）。在各个维度上存在的差异相同，都表现为普通中学的学生在具体维度上的沟通水平均高于职业中学的学生，并且在沟通内容和沟通状况维度上存在着显著的差异。

2.职业中学与普通中学学生在沟通内容维度与沟通状况维度上的差异

统计结果显示，中学生在沟通内容维度与沟通状况维度上表现出极显著的学校差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：普通中学的中学生在同伴间性话题沟通内容维度（F=5. 741）与沟通状况维度（F=6.440）上均显著好于职业中学的中学生。

（四）父母的受教育水平在中学生同伴间性话题沟通上的存在的差异分析

由于父母的受教育水平的主效应及与性别和学校两个变量之间的交互作用不存在显著性差异，因而把父母的受教育水平分开进行单因素方差分析。结果显示：

父亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况和沟通态度维度上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通内容、沟通状况及总体沟通上，父亲学历为大学及以上的中学生沟通要好于学历为高中、初中、小学及以下学历的，而父亲受教育水平为高中、初中、小学及以下的之间没有显著差异。在沟通态度维度上也存在的差异为：父亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通态度上明显好于父亲受教育水平为初中学历的中学生，而与另外2个受教育水平差异不显著。

母亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通状况及总体沟通上，母亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通上明显好于母亲受教育水平为初中学历和小学及以下的中学生，而与母亲受教育水平为高中之间的差异不显著。在沟通内容维度上也存在的差异为：母亲学历为大学及以上和高中的中学生沟通均要好于学历为初中、小学及以下学历的，而母亲受教育水平为大学及以上与高中水平之间没有显著差异。

三、讨论

总体上，中学生同

出差总结篇7

关键词：暴雨强度；暴雨公式；精度比较

中图分类号：P333文献标识码：A文章编号：1009-2374（2009）06-0125-02

一、暴雨公式推求的步骤

城市暴雨强度公式作为城市排水设计的基础公式，其正确与否将直接关系到城市基础设施建设的科学性。推求暴雨强度公式的工作的程序按时间先后可以分为三部分：第一部分为选取雨样；第二部分为频率分析；第三部分为推求公式。

（一）选取雨样

城市暴雨资料的收集、暴雨强度资料的选样与统计方法及与之相关的频率分布线型选择是城市暴雨强度公式制定过程中的前段工作，也是极其关健的环节，因为它直接影响编制暴雨强度公式所需的P-i-t经验数据表的质量对暴雨公式的精度有相当大的影响。选样是从现有的记录中合理选择若干个数值以组成一个样本，来作为频率分析的依据，因此暴雨强度资料的选样工作极其重要，在选样过程中要充分做到每个单元具有一致性和独立性，所组成的样本具有代表性和足够的可行性，从而在此基础上认真分析研究，再选择与之适应的频率分布线。

根据《室外排水设计规范》（GB50014-2006）的规定，本文采用年多个样法选样，完整收集1953年～2006年间某市的降雨量，对每年分别挑选并读取8场最大的暴雨中每5分钟、10分钟、15分钟、20分钟、30分钟、45分钟、60分钟、90分钟、120分钟九个时段的降雨量数据进行整理，然后统一排序，从大到小取资料年数4倍的最大值作为统计的基础。

（二）频率分析

频率分布线型的选择对城市暴雨强度公式的精确制定起到保证作用。因为它直接关系到编制公式所需的重现期-暴雨强度-历时（即P-i-t）经验数据表的可靠性。本文采用矩法、拟牛顿法、适线法、极大似然法、遗传算法对P-Ⅲ分布模型，以及采用最小二乘法、遗传算法、拟牛顿法对Weibull分布模型进行拟合分析优选出误差最小的理论分布。拟合分析的结果见表1。

表1 频率分析误差比较表

根据表1可以看出相对于Weibull最小二乘推求的P-i-t数据的误差最小，总绝对方差为0.0308，总相对方差为2.95%，均满足于规范规定的精度要求。因此将相对于Weibull最小二乘推求的P-i-t数据作为暴雨强度公式推求的基础数据。

（三）推求公式

利用以上频率分析所得的最优P-i-t数据，分别采用遗传算法、拟牛顿算法、高斯牛顿法推求暴雨强度公式。采用遗传算法、拟牛顿算法、高斯牛顿法推求暴雨强度分公式的平均绝对方差和平均相对方差见表2：

表2 分公式平均误差比较

从表2中可以看出用拟牛顿法推求的暴雨强度分公式的平均误差最小。平均绝对方差为0.0180 mm/min，平均相对方差为1.04%，均满足于规范规定的精度要求。因此将用拟牛顿法推求的暴雨强度分公式的参数成果作为研究对象具体数据见表3。同理，根据表4中的参数可知，采用遗传算法推求暴雨强度总公式的误差最小。总绝对方差为0.0448 mm/min，总相对方差为3.26%，均满足于规范规定的精度要求。因此将用遗传算法推求的暴雨强度总公式的参数成果作为比较对象。

二、城市暴雨分公式和总公式精度比较

为便于对分公式计算精度进行分析，将不同重现期和历时以及表3中的参数代入各个暴雨强度分公式中即可得到暴雨强度，并与相对于Weibull最小二乘推求的P-i-t数据表中的暴雨强度进行比较[4]，分别计算平均绝对方差和平均相对方差计算其抽样误差，结果见表5。从表5结果可看出，当计算重现期在0.25~100 a之间时，无论是绝对方差还是相对方差，结果都较为理想，其中绝对方差介于0.0052~0.0453 mm/min之间，平均绝对方差为0.0180mm/min，均小于文献[2]规定的0.05mm/min；相对方差介于0.40%~2.03%之间，平均相对方差为1.04%，也小于规范规定的5% 。

同理将不同重现期和历时以及用遗传算法推求出的参数代入暴雨强度总公式中即可得到暴雨强度同样与相对于Weibull最小二乘推求的P-i-t数据表中的暴雨强度进行比较，分别计算平均绝对方差和平均相对方差计算其抽样误差，结果见表6。从表6结果可看出，当计算重现期在0.25~100 a时，绝对方差介于0.0168~0.0736 mm/min之间，平均绝对方差0.0448 mm/min虽然小于规定的0.05 mm/min，但其中0.25、0.33、0.5、50、100 a绝对方差已超过0.05mm/min；相对方差介于1.00%~7.82%之间，平均相对方差为3.26%，其中0.25、0.33、0.5a相对方差已超过5%。

根据表5、表6及以上分析可知不论是分公式还是总公式计算的平均方差均小于现行规范规定的要求，但由分公式计算的平均绝对方差比由总公式计算的减少了0.0268 mm/min，平均相对方差减少了2.22%。并且在单一重现期时由总公式计算出的绝对方差和相对方差有部分已经超出了现行规范规定的要求，所以总的来说在进行工程设计计算过程中，当重现期为固定数值时最好使用分公式计算，因为分公式的精度明显高于总公式。

三、结论与建议

根据上述的综合分析和对比，可以得出以下结论和建议：

1．在推求暴雨强度过程中每个步骤对结果都有较大影响应采用多种方法进行分析比较从而优选。

2．不论是利用分公式还是总公式推求暴雨强度，其精度均能满足文献[2]规定的要求，但分公式的精度高于总公式，因此，在实际应用中，当确定的重现期与分公式中的一致时，应按公式计算设计暴雨强度。

参考文献

[1]张子贤．用高斯一牛顿法确定暴雨强度公式参数[J]．河海大学学报，1995，23（5）．

[2]室外排水设计规范GB50014-2006．北京：中国计划出版社，2006．

[3]夏宗尧．毒皇翩暴雨强度公式中应用P-Ⅲ曲线与指数曲线的比较[J]．中国给水排水，1990，（3）．

出差总结篇8

【关键词】协方差分析 社会消费品零售额 多重比较

一、引言

自美国次贷危机和国际金融危机后，中国的出口业受到了很大影响，我国的经济增长速度也明显放缓，在这样的经济形势下，研究江苏省的居民消费水平是必要的。人均社会消费品零售额是衡量人们消费水平的重要指标，也是国民经济体系中的一个重要指标。本文将利用协方差的分析方法来研究江苏省三个地区的人均社会消费品零售额差异，得出了比方差分析更精确的结论。

二、理论分析

1、协方差的概念

协方差分析是将回归分析与方差分析结合起来使用的一种分析方法。它先将定量的影响因素看作自变量，或称为协变量，建立因变量随自变量变化的回归方程，利用回归方程把因变量的变化中受定量因素的影响扣除掉，从而能够较合理地比较因变量的总体均数之间是否有显著性的差别。

研究 n个总体的试验指标的均值是否存在显著差异可以采用方差分析法。如果试验指标会受一些不可控因素的影响这时仍采用方差分析法可能得到的结论会不准确。由于江苏省三个地区经济水平的差异，均生产总值的不同必然会影响人均社会消费品零售额，因此在研究江苏省区域间人均社会消费品零售额的差异时就不应忽略人均生产总值的影响。

因此，在本文的研究中选取了协方差分析法。在研究江苏省区域间的人均社会消费品零售额时，考虑到人均生产总值这样难以控制的影响因素，得出的结果将更为精确有效。

2、模型设计

一个协变量的单因素模型为：

其中yij是在单因素的第i个处理或水平下取得的第j个观测值，xij是协变量在第i个处理上的第j个观测值，u是一般平均值，αi是第i个处理的效应，β是线性回归系数，εij是随机误差项，服从N～(0,δ2)。

三、实证分析

（一）假设条件的检验

1、随机性检验

本文所用的数据都是来源于江苏省，苏南、苏中和苏北近年的人均社会消费品零售总额和人均生产总值的数据均是来自中2005-2010《江苏省统计年鉴》，数据满足随机独立性的要求。

2、正态性检验

运用SPSS软件进行正态分性检验，经Kolmogorow-Smirnor’s检验，得到KS的统计值为0.154，其相应的伴随概率为0.2。经Shapiro-wilk检验，得到Swilk的统计值为0.912，其相应的伴随概率为0.092。可见在给定显著水平α=0.05时，两种结果都可以得出数据是符合正态分布的。

3、方差齐性检验

方差齐性检验就是检验各观测变量在控制变量不同水平下的方差是否相等 。运用SPSS 软件进行Leven’s检验，得到Leven的统计值为0.998，其相应的伴随概率为0.392，在显著水平α=0.05时，实验所选取的这些数据是满足方差齐性的要求的各组的回归系数的检验。

由此可以发现，搜集的数据满足协方差分析的基本条件，所以可对数据进行协方差分析。

（二）简单协方差分析

首先分析没有考虑协变量因素影响时的情况，对三个地区的人均社会消费品零售额进行一般的方差分析运用SPSS 软件进行分析。分析结果如表1所示。

表1 一般方差分析表

表1中第二列给出了组间差平方和、组内离差平方和及总离差平方和，第三列给出了它们对应的自由度，第四列是对应的均方差；第五列和第六列分别给出了F 统计量和它对应的p值。由于p

由于方差分析没有考虑到协变量的影响，为了保证分析结果的准确性更真实，应进行协方差分析，分析结果显示协变量人均生产总值对应的p值为0，说明人均生产总值对人均社会消费品零售额的影响是显著的。F值大于相应的临界值，因此，我们也得出江苏省的三个区域的人均社会消费品零售额存在着显著地差异，F值为148.902比方差分析中的29.015大得多。

接下来通过协方差分析进行调节，来消除协变量对观测变量的影响，然后对修正的均值进行对比。运用SPSS软件，进行修正后的均值比较，从而可以进一步对这三个区域的人均可支配收入进行多重比较比较。结果显示，在剔除了人均生产总值的影响后，江苏省苏南、苏中、苏北三个区域的人均社会消费品零售额已经没有显著地差别。

四、结论

本文采用了协方差分析方法分析江苏省三个区域的社会消费品零售额的差异，得出当剔除了人均生产总值后，江苏省三个区域的差异已变得不再显著，由此可以得出导致江苏省三个区域的社会消费品零售额存在差异主要因素是人均生产总值，比直接采用方差分析法来分析江苏省三个区域的差异得出了更真实的结果。

就江苏省而言，要提高全省居民的消费水平，以此拉动江苏省的经济增长，就必须努力扩大江苏省的人均生产总值，尤其是苏中、苏北。苏省应该促进全省经济的协调发展，增加对苏中、苏北的投入，实现全省的均衡发展。

出差总结篇9

[关键词]城乡收入差别；居民总收入差别；基尼系数

一、我国城乡收入差别的变动趋势

在本文的研究中，笔者分别使用城乡居民收入比指标和差值基尼系数来测度我国的城乡收入差别。城乡居民收入比指标是指城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入的比值。该指标越大，表明城乡收入差别越大，反之则反是。差值基尼系数是指城镇（或农村）居民收入占全国总收入的比重和城镇（或农村）居民人口占全国总人口的比重之差的绝对值。该指标等于1时，表明城乡居民收入绝对不平等，等于0则表示城乡居民收入完全相等，即该指标越接近于0，表明城乡收入差别越小，相反，越接近于1，表明城乡收入差别越大。[1]用以上两个指标测度的1985―2004年我国城乡收入差别状况见表1，差值基尼系数见图1。

从下列表1和图1可以看出，以差值基尼系数和城乡居民收入比指标测度的城乡收入差别大致呈现了大致相同的变动轨迹，反映出我国城乡收入差别的变动特征。

第一，城乡收入差别呈周期性波动。1985年以来，我国城乡收入差别变动基本上可以分为以下阶段：1985―1994年的扩大阶段（1990年略有下降）；1994―1997年的缩小阶段，1997―2003年的扩大阶段；2004年又开始缩小。

第二，城乡收入差别过大，扩大过快。1985年以来，我国的城乡居民收入比平均为2.6，明显高于世界银行测算的亚洲其他低收入国家的平均水平1.5，也高于中等收入国家2.2的平均水平。如仅按照名义货币收入比较，世界上城乡收入差别高于我国的只有南非和津巴布韦。由于城乡居民收入比指标的城乡居民收入未包括城镇居民享受的各种补贴和福利，但包括了农村居民家庭扩大再生产的生产费用支出，加之没有考虑城乡物价水平的差异以及城乡居民的非正常收入，因而还不能很好地反映城乡收入差别程度。如果考虑这些因素，我国的城乡收入差别会更大。另外，与世界其他国家相比，我国城乡收入差别的扩大速度也非常迅速，由1985年的1.86，扩大到2004年的3.21，增幅为72.6%，而差值基尼系数则提高了1.2倍,这种扩大仅用了20年的时间。

第三,城乡居民收入比指标所使用的城镇居民家庭人均可支配收入与农村居民家庭人均纯收入的变动来看，我国城乡收入差别是相对扩大，而非绝对扩大。这是因为我国城乡居民绝对收入各年度与上年度相比都是增加的。与城乡收入差别的周期波动相对应，城乡收入差别的扩大或缩小是由于城镇居民家庭人均收入的增长速度高于或低于农村居民家庭。总体来说，城乡收入差别的扩大趋势并不是农村居民人均绝对收入的下降造成的，因此，可以说城乡收入差别的扩大趋势是一种相对扩大，而非绝对扩大。

二、我国城乡收入差别对居民总收入差别的影响

(一)以“城乡加权法”测度居民总收入差别基尼系数

分别表示城镇居民和农村居民收入差别的基尼系数，AIt表示全国居民的人均收入。[1]以该方法测度的居民总收入差别基尼系数见表2。

(二)以“城乡加权法”测算城乡收入差别对居民总收入差别的影响

以“城乡加权法”测算居民总收入差别计算公式右侧的三部分的计算结果分别为城镇居民收入差别、农村居民收入差别和城乡收入差别对居民总收入差别的绝对贡献额，由此结合表2，我们可以计算相对贡献额。具体计算结果见表3。

从表3和图2可以看出，在1985-2004年期间，城乡之间居民收入差别对居民总收入差别的绝对贡献额在“扩大―缩小―扩大―缩小”的波动中总体呈较快的上升趋势，由1985年的0.13322，增加到2004年的0.27943，增加了0.14621，与之相应，其相对贡献率也由1985年的47.66%，增长到2004年的62.19%，增长了14.53个百分点。与城镇居民收入差别和农村居民收入差别对居民总收入差别的影响相比较，城乡收入差别的影响最大，平均贡献率为56.23%，绝对额为0.20737，而城镇居民收入差别的平均贡献率为13.11%，绝对额为0.05011，农村居民收入差别的平均贡献率为30.66%，绝对额为0.10636。城乡收入差别的贡献分别是城镇居民和农村居民收入差别贡献的4.14倍和1.95倍。

此外，根据表2和表3的数据，我们还可以计算城乡收入差别变动对居民总收入差别变动的影响。计算结果表明，在1986―2004年间，1987年的城乡收入差别变动，1987年和1996年的城镇居民收入差别变动，与居民总收入差别变动的方向相反，其余年份变动方向相同，而农村居民收入差别变动1987―1990年、1995―1996年、2004年，与居民总收入差别变动的方向相同，其余年份变动方向相反。平均来看，城乡收入差别变动对居民总收入差别变动的影响程度最大，达到86.10%，而城镇居民收入差别的影响程度仅为55.01%，农村居民收入差别的影响程度则为-41.11%。如果考虑城乡收入差别变动对居民总收入差别扩大的影响（即仅考虑居民总收入差别变动为正值的年份），则城乡收入差别变动对居民总收入差别扩大的影响程度最大，平均为82.79%，而城镇居民收入差别变动的影响程度为44.69%，农村居民收入差别变动的影响程度则为-27.49%。

上述分析结果表明，城乡收入差别是我国居民总收入差别的主体，城乡收入差别扩大是导致我国居民总收入差别扩大的主因，而农村居民收入差别缩小则是我国居民总收入差别缩小的主因。

三、缩小居民总收入差别的关键在于缩小城乡收入差别

从城乡收入差别对居民总收入差别的影响分析可以看出，只有缩小城乡收入差别，才能尽快缩小我国的居民收入差别，具体来说，可以从以下方面采取措施：

1.调整农村经济结构，增加农村居民收入。

要抓好农村种植业结构调整，注重发展优质、高效农业，并应结合种植业优势和当地自然资源、文化特点，发展相关产业，逐步形成各类农作物的生产基地，实现农村的“种、养、加”，“农、工、贸、旅游”一体化发展。[2]从而发挥规模优势，提高农产品的附加值，提高农业劳动生产率，增加农民收入。当前，可以采取“龙头公司+农户”等模式积极推进农业产业化经营，建立起面向市场的社会化经营体系，克服家庭承包责任制中存在的 “小农户”与“大市场”之间的矛盾，使农民根据市场需求组织生产。再就是完善农村的土地流转制度，允许土地的转包和转让，促进农业经营的集约化发展。[3]

2.财政支出向农村倾斜，增大城镇反哺农村力度。

1998年以来，国家财政用于农业的支出增幅大大低于国家财政收入的增幅，支出比重不断下降，这在一定程度上导致了城乡收入差别的扩大。因此，国家财政应加大对农村基础设施建设、农业科技、教育卫生、扶贫开发、生态环境治理等方面的投入，以不断提高农民素质，提高农业的防灾抗灾能力，从而促进农业生产的发展和农民收入的增加，缩小城乡收入差别。[4]

3.加快农村剩余劳动力转移。当前，加快农村剩余劳动力转移，首先要逐步消除城乡之间存在的户籍、教育、就业等政策性壁垒，降低农村劳动力向城镇流动的成本，促进城乡劳动力的合理流动，形成城乡统一的劳动力市场。[5]其次，要加快推进城市化。只有城市化的不断推进，才有利于发挥产业聚集效应，促进生产和生活服务等第三产业的发展，大幅度提高城市吸纳农村剩余劳动力的能力，形成城乡经济协调发展的良性循环。当前，政府应该利用对乡镇企业进行结构调整的机会，有效引导乡镇企业向规模化、集中化方向发展，带动农村的小城镇建设，由此带动农村二、三次产业的发展，创造更多的非农就业机会。目前，我国产业结构中第三产业比重明显[BF]偏低，而第三产业单位资本创造的就业机会又大大高于第二产业，因此，大力发展第三产业将有助于农村剩余劳动力转移。

[BFQ]4.进一步健全农村社会保障体系。我国农村的社会保障体系至今还不够完善，农民主要依赖于家庭自我保障。由于农民收入低，这种保障水平很低，保障能力很差，一旦有灾祸发生，农民就会负债累累。因此，进一步健全农村社会保障体系，可以适度调节居民的收入差别，增强低收入阶层的保障能力。对此，首先要完善主要针对农村特困群体的最低生活保障制度，其次是推进和完善农村合作医疗制度，再就是逐步完善农村社会养老保险制度。最终使农村居民得到生活、养老、医疗等方面的基本保障，并随着经济发展水平的提高逐步提高保障水平。

5.逐步建立和完善农业生产保障体系。

农业生产对自然环境和自然条件的依赖性很大，其抵御自然灾害和市场风险的能力远不如非农业部门。因此，必须逐步建立一整套农业保护和保障政策措施。如农产品价格保护、市场调节基金、农产品储备制度、国内市场保护、出口价格补贴等。这些政策措施都有利于稳定农产品市场和保护农民利益，从而也有助于缩小城乡收入差别。

6.控制农村人口增长，理顺城镇收入分配关系。

城市垄断行业如电信、电力等，其工资水平已经是非垄断行业的十几倍，并且这种收入差别还在扩大，这显然是不合理的差别，这不但造成了城镇居民收入差别的扩大，也扩大了城乡收入差别。另外，国家还应进一步落实计划生育政策，严控农村人口增长。我国农村已经存在大规模的过剩劳动力，而农村人口增长速度仍然快于城市。因此，要缩小城乡收入差别，就必须控制农村人口的增长速度，这样才能更有效的提高农村人口素质，增加农民收入。

主要参考文献：

[1]陈宗胜．再论改革与发展中的收入分配[M]．经济科学出版社，2002．

[2]杨宜勇等．收入分配体制改革攻坚[M]．中国水利水电出版社，2005．

[3]甘庭宇．土地使用权流转中的农民利益保障[J]．农村经济，2006（5）．

[4]蔡 日方．工业反哺农业，城市支持农村的经济学分析[J]．中国农村经济，2006（1）．

[5]熊盛文，史忠良．建立我国城乡协调的劳动力市场研究[J]．当代财经，2006（1）．

Influences of the Urban-rural Income difference

on National Income Difference in ChinaWang ShaoguoAbstract: Since 1985, the urban-rural residents’ income difference shows an extending trend in fluctuation, which becomes the main part of the national income difference and the main cause that leads to extending in China. During 1985 to 2004, the average contribution rate of the urban-rural residents’ income difference amounts to 56% of the national income difference, and it reaches 60% since 1999, and its change contributes 83% of the national income difference change. Therefore, it must be the key of reducing the national income difference to reduce the urban-rural residents’ income difference.

Key words: urban-rural residents’ income difference; national income difference; Gini-coefficient

出差总结篇10

【关键词】正态总体；假设检验；方差分析；统计

一、两个正态总体的方差的假设检验

方差或标准差是衡量变量的离散程度、研究生产活动的均衡性、产品质量的稳定性等最常用的指标，也是正态总体的重要参数之一.所以对总体方差的检验也是常见的一类假设检验问题。

需要检验假设：H0：σ12≤σ22，H1：σ12>σ22

二、应用方差分析方法比较分析艾克森石油几种改进加工工艺方法的优劣

案例：美联邦政府政令强制在美境内所售汽油中逐步禁用四乙铅（TEL）。为确定应对新要求的最有效途径，炼油厂逐一进行了实验.研究中，对艾克森Benicia炼油厂的汽油进行这样一种方式的再加工，即对每一种实验方法投入相同的费用。然后对这几组实验数据进行分析比较，以确定结论。（1）方差齐性检验。首先，假定各样本的总体服从正态分布，且各观察值相互独立。对于样本容量相等的情况下，方差分析对于违背总体服从正态分布的假定不敏感，因此，首先检验一下四个样本是否是方差齐性的，可用检验来检验各个加工工艺的样本数据是否是等方差的。通过SPSS软件进行方差齐性检验得到：方法一、二、三、四的样本方差分别为s1=3.12、s2=2.86、s3=12.64、s4=2.87，可初步得出方法三的样本方差与其他方法的样本方差的差异较为明显，并由F=s12/s22检验的P值可判断出方法三的方差与其他方法的方差存在显著性差异，方法一和方法二的方差不存在显著性差异。因此，认为方法三的方差与其他方法的方差是不相等的，故这四种方法在提升辛烷值方面是否差异进行方差分析的假设前提不能成立。考虑剔除方法三，对于方法一、方法二和方法四进行方差分析，并且这三个样本满足样本容量相等，方差相等的前提假设。另外，从实际角度出发，方法三的方差，较其他方法的方差大了很多，在提升辛烷值的能力上比其他方法较不稳定，结合实际可能采用该方法的风险相对较高。（2）采用方差分析中的随机化区组设计方法。对剔除掉方法三的实验数据进行进一步方差分析，由于6个储油罐可能存在差异，为消除这种差异影响，考虑用随机化区组设计方法进行检验。这种实验设计方法是通过删除MSE项中来自外部的变异，以达到控制变异外部来源的目的。该设计通常能给出真实误差方差的一个更好的估计，并且得到更有力的假设检验，提高发现处理均值之间差异的能力。利用SPSS的数据分析中的“方差分析”：无重复双因素分析”功能，由输出计算结果可得因子的P值和区组的P值分别为多少，然后和显著性水平α（0.05）相比较，若P值小于0.05，则认为存在显著性的差异，故通过数据分析可得出结论：案例中的实验数据表明这三种再加工方法在提升辛烷值的能力方面是存在显著差异的，也就是说，三种再加工方法在提升辛烷值的能力方面不完全相同。由统计分析结果可知，“烷化”加工工艺在提升辛烷值效率方面优于“催化分裂”加工工艺。

根据案例提供的实验数据，利用SPSS进行方差分析的结果可得，该炼油厂针对四种提升辛烷值的再加工方法，在能力方面存在显著差异，方法三在提升辛烷值能力方面最不稳定，方法四优于方法一和方法二，因此认为，“烷化”方法（即方法四）在提升辛烷值能力方面比较优秀，且较为稳定。

参 考 文 献

[1]保罗·纽博尔德（Paul Newbold）.商务与经济统计[M].北京：高等教育出版社，2008：120～130