假期延迟通知篇1
【关键词】延迟时间理论汽车维修优化模型最大似然函数
随着汽车行业的不断发展，传统的修理工艺已经不能满足现代化汽车维修的需要了，因此，提升汽车维修的高度与水平，成为现阶段汽车维修行业的主要课堂。虽然现在针对汽车所发生的故障进行诊断以及维修的研究有很多，但是，针对汽车的维修周期而建立的模型却比较少。由于延迟时间理论考虑到了汽车部件的缺陷以及故障这两方面因素，并且汽车部件要想从缺陷发生成为故障，需要一定的时间间隔，我们将其称为延迟时间，因此，利用延迟时间理论建立汽车维修优化模型具有重要是意义。
一、延迟时间理论的基本概念
（一）延迟时间理论。延迟时间的相关概念是在1973年提出来的，随后其在维修建模方面一直受到了广泛地应用，因为利用延迟时间理论进行建模，不仅可以优化汽车维修的结果，还可以检查实践维修过程。在建模时，我们将机器停机的状态作为机器维修时的基础，由于停机和故障事件的产生都具有一定程度的随机性，任何故障都有可能在其发生之前被检查出来，我们将检查出故障的那一点称为缺陷发生的时点，将第一个被检查到的缺陷所出现的时点记为u，将该缺陷最终恶化成为故障时的时间间隔记为h，称h为延迟时间。
（二）建模方法。通常情况下，利用延迟时间理论来建立模型时主要有主观以及客观这两种方法，其中，主观方法使用到的维修数据主要是相关的学者或者专家提供的，因此，这些数据通常带有一定程度的主观性；而所谓的客观方法，就是先对维修记录的数据进行统计分析，然后建立起相关的维修模型，最后确定维修的最佳时机。本文主要通过客观方法来建立汽车维修优化模型。
（三）针对多部件系统所具有的延迟时间建模的原理。我们知道，如果是多部件系统，那么设备发生故障的可能性就有两种：单一部件发生故障或者多重部件发生故障。在对系统进行检查的过程中，有可能将全部缺陷均检查出来，此时我们称其为完全检查，也有可能将一部分缺陷检查出来，此时我们称其为不完全检查。一般来说，完全检查属于不完全检查最终的理想状态。
二、运用延迟时间理论建立汽车维修优化模型
（一）基本假设：1.确保发生的缺陷服从以为参数的泊松分布；2.事先假设发生的缺陷是彼此之间相互独立；3.h作为延迟时间是独立于发生时间之外的，概率密度以及累计密度分别记为fdff（・）和cdfF（・）；4.假设针对预防维修进行的检查属于不完全检查，并且在连续的检查过程中出现缺陷的概率之间相互独立；5.检查出来的全部缺陷均得到了比较好的处理；6.出现的故障可以被立刻确定下来，并且修理部件是非常及时的。
（二）使用的符号所具有的含义以及模型的最大似然公式
由于我们事先可以通过预防维修检查得到汽车在运行过程中的故障数以及缺陷数，并且前面我们也已经假定发生的缺陷是彼此之间相互独立，所以，我们得到了简化的最大似然函数如下：
将相关公式代入上式：
从上面的最大似然函数我们可以知道，如果确定了延迟时间所具有的概率密度f（・），我们就可以运用最大似然估计得到未知参数的数值。
（三）汽车维修优化模型
首先建立目标函数：
其中，eD（t）表示当预防维修的间隔期是t的时候，在单位时间之内，全部停机时间的期望值；表示发生故障时停机的平均时间；表示在检查过程中所需要的停机平均时间；表示当预防维修的间隔期是t的时候，故障在t时间之内出现次数的期望数值。
三、结语
通过上面的叙述我们了解到，以缺陷以及故障的数据作为基础的延迟时间理论，对于汽车维修优化模型的建立具有重要意义，实践表明，利用最大似然函数的方法对延迟时间所具有的分布进行估计是非常有效的，因此，在以后的汽车维修过程中，建议采用上述给出的维修优化模型对汽车进行检查与维修工作。
参考文献：
[1]辛梅.提高专业技术水平发展汽车修理行业[J].黑龙江交通科技.2009（07）
假期延迟通知篇2
关键词：延迟退休；养老保险；optionValue模型
中图分类号：F840.67文献标识码：a文章编号：1000.4149（2015）06.0012.10
Doi：10.3969/j.issn.1000.4149.2015.06.002
一、引言：养老金领取时点与养老金财富收入
根据第六次全国人口普查数据及联合国人口展望（2012版），我国已正式步入老龄社会。人口老龄化将对劳动力市场结构和养老保险收支平衡造成巨大冲击。在人口老龄化高峰到来之际，我国必然会面临劳动年龄人口短缺和养老保险收支失衡的双重压力。有鉴于此，近几年来针对退休制度改革、退休年龄延迟的讨论可谓“甚嚣尘上”。2013年11月，中共十八届三中全会正式提出“决定建立渐进式的延迟退休年龄政策”，使得延迟退休年龄成为社保领域问题中关注的焦点。延迟退休，在中国语境下无疑意味着延迟领取养老金。延迟领取养老金则意味着劳动者养老保险缴费年限延长，而（在一定预期寿命假设下）养老金的领取年限缩短。这一消一涨之间，无疑会令劳动者认为利益受损。尽管有专家认为当前的养老金计发公式已经做到了多缴多得，少缴少得，因此延迟领取养老金是不会造成劳动者经济损失的，但这很可能将实际问题过于简化了。毕竟，延迟领取养老金所带来的养老金财富效应，受到诸如收入增长、人口预期寿命变化等多种因素影响，不同时点领取养老金对劳动者实际养老金收入的影响，很难“一言以蔽之”，应该通过更加严谨的测算来考察其效应。我们认为，唯有探明延迟退休对劳动者养老金收入造成的真正影响，并据此调整养老金计发公式，使其真能“多缴多得”，方可解开劳动者反对延迟退休的第一道“心结”，延迟退休政策也才能具备实践基础。
二、不同时点退休对养老金收入变化影响的研究方式
延迟退休可能对劳动者养老金收入产生多种影响。延迟领取养老金，一方面可能因缴费年限、平均工资的上升而增加养老保险待遇，但另一方面也会减少享受养老保险的年限，从而降低养老保险金的总收益。在不同制度设计和外部环境参数下，延迟领取养老金的经济激励既可能为正，也可能为负。此外，延迟领取养老金也意味着增加更多的工作年限，那么继续工作所带来的收入增量，是否足以弥补养老金的损失，也会成为决定劳动者工作.退休决策的重要因素。
1.衡量养老保险收入变化的基本要素：养老金财富
假定劳动者从某一年龄开始领取养老金，那么将此后到死亡为止获得的养老金折现到当前时点，并加总，就形成了劳动者目前所拥有的养老金财富（pensionwealth）[1]。假定当前为第a年，那么如果现在退休，养老金财富记为pwa；如果一年后再退休，则养老金财富为pwa+1。一年后退休与现在退休的养老金财富差值pwa+1.pwa，称为养老金财富增量。如果这个增量为正，那么意味着每多工作一年，养老金财富会增加，也就意味着为劳动者下一年的工作提供了补贴。同理，如果这个增量为负，那就等同于劳动者多工作一年，会面临一份额外的税收，这个税可称之为“社会保障隐形税”[2]。养老金财富增量越高，劳动者就可能越倾向于延迟退休。换言之，养老金财富增量越高，劳动者对延迟退休年龄的接受度就越高。国内也有学者根据这一理论，对我国养老保险提供的退休激励进行了测度[3]。
2.养老金财富的影响因素分析
养老金财富直接决定不同退休时点带来的收入保障程度。延迟退休年龄将对劳动者的养老金财富产生直接影响。这些影响主要包含以下方面。
首先，多工作一年、晚退休一年，意味着将少领取一年养老金。如果社会保险制度中设计了精算公平的调节因子意指在养老金计发公式中引入一个变量，使劳动者在不同时点领取养老金所得到的经济激励相同。，使延迟退休的劳动者能够多领取养老金，从而弥补领取年份减少的损失，那么劳动者延迟退休所面临的经济损失就会减少，甚至无损失。精算调节越公平，劳动者的待遇损失就越小，从而也越能激励其延迟退休，或者减少推迟退休年龄的阻力。相反，如果养老保险本身没有做精算公平调节，延迟退休将造成劳动者的实际养老金财富损失或社会保障隐形税，那么推迟退休年龄就必然会引起普通劳动者的不满。
其次，养老保险待遇往往与工作年份和平均工资挂钩。收入关联养老保险会依据劳动者平均工资计算养老金待遇，一般而言，年纪越高的劳动者，其工作收入也相应较高，因此延迟退休可能间接增加养老保险的待遇水平。而基金积累型养老金制度则会因实际缴费积累的增加和基金投资年限的增加而提高其未来的退休待遇。
3.对养老金财富的扩展：养老保险待遇的峰值与选择价值（optionvalue值）
养老金财富是衡量养老保险制度拉动退休的基础概念，但这一概念有其内在缺陷，需要进行优化。养老金财富增量的原始定义衡量的是每推迟退休一年所带来的养老金财富变化，但这不足以衡量推迟退休多年所形成的总体养老金财富增量，仅仅计算两年之间的养老金财富及其增量值容易形成误导性的结论[4]。例如养老金财富增量可能在a年和a+1年间减少，但可能在a+1到a+2年间回升，因此延迟退休对养老金财富增减的总效应无法体现出来。同时，单纯计算养老金财富也忽略了随着工作年限的上升带来的工作收入增加，而工作收入增加同样可能改变个体对工作.退休状态的选择。在此基础上综合衡量工作收入和养老金财富总变化的基本指标叫做选择价值（optionvalue，oV值）。这一方法由斯托克（Stock）和怀斯（wise）于1990年首次提出[5]，此后经过许多学者的检验和优化，成为研究养老保险对退休行为之经济影响的重要研究工具之一。例如伯希.苏藩（BorshSupan）使用这一工具探讨德国社会保障对退休行为的影响效应[6.7]，贝隆尼（Belloni）则用其探讨意大利劳动者的退休决策问题[8]。oV值衡量未来所有可能退休年龄所对应的收入现值的期望，从而衡量立即退休与最优退休年龄之间的差异。oV值的基本描述如下所示：
这个公式表明，oV值综合衡量因延迟退休带来的额外工作收入和因延迟退休造成的养老金总收益的增减变化。其中，方括号内的部分代表延迟领取养老金（R岁领取）的未来养老金总收入，与r岁领取养老金的未来养老金总收入的差值。这个值表示不同时点领取养老金的未来养老金总收益变化，研究者将其命名为峰值（peakvalue）。峰值大于零，表示延迟领取养老金将获得更大的养老金总收益，延迟领取养老金会更有利。峰值小于零，代表延迟领取养老金所带来的总收益，不及当前领取养老金所带来的总收益，因此延迟领取会造成养老金损失。影响峰值大小的因素有很多，其中养老金增长率、折现率、预期寿命都会显著影响峰值的大小。
oV值是延长工作年限带来的工作收入折现值与峰值之和。工作收入恒为正，因此当峰值为正时，oV值必然为正。当峰值为负时，就需要看延长工作带来的收入是否能够抵消延迟领取养老金造成的养老金损失。oV值具有以下含义。首先，延迟退休可以带来额外的工作收益，从而增加劳动者效用。其次，延迟退休会减少享受养老金的时间，因此会减少效用。如果劳动者因延迟退休带来的工作收入，不能抵消因享有养老金年限减少而造成的损失，那么劳动者继续工作就是不合算的，就应该选择退休。在这个公式中，劳动者会衡量立即退休（r时点）的收入现值与未来某时点退休（R时点）的收入现值。如果国家提出推迟退休年龄，劳动者就会衡量推迟退休是否会造成损失。
三、运用optionValue模型测算延迟退休的经济激励效果
1.我国养老保险计发公式描述
根据测算结果，我们容易看出，无论是否包含个人账户养老金，oV值都呈现明确的单调递增。造成这一现象的根本原因在于我国养老金制度设计核心在于保基本，因此无论基础养老金还是加上个人账户的养老金总收入，相较工作收入都较低。据我们测算，对于平均收入者而言，基础养老金大约只能替代退休前工资收入的35%，而即使加上个人账户，也大约只能替代工资收入的44%
替代率计算公式为（基础养老金+个人账户养老金）/退休前一年收入。。这也就意味着，劳动者选择持续工作、挣取劳动收入，在经济上将是更有利的。但是，是否加入个人账户养老金，则对峰值有显著影响（见图1、图2）。很显然，在排除个人账户养老金的情况下，峰值将在63岁时开始为负，这也就意味着自63岁开始，每延迟一年领取基础养老金，将造成养老金损失。而如果我们将个人账户养老金一并纳入计算，情况则大为不同：个人账户养老金的增长抵消了基础养老金的减少。这一情况实际上很容易理解。个人账户养老金必然随领取时间延迟、缴费积累增加而不断增加。从60岁领取延迟到70岁领取，一方面缴费本身会随着工资增长而增长，另一方面账户已有的基金积累会随着投资年限的延长，如滚雪球般的扩大。基于同样的理由，在纳入个人账户后，oV值也必然同步增长，因为每延迟一年领取个人账户养老金，其积累额必然会随之增长，延迟领取个人账户养老金在经济理性假设下，必然有利。同时个人账户养老金属于个人财产，个人若在其用尽前去世，余额亦可作为遗产，因此无需考虑个人的生存概率。
在此基础上，我们认为在我国养老金制度设计框架下，个人账户的存在会对oV值和峰值的计算造成一定程度的干扰。个人账户养老金的特性就是多缴多得、多积累多得――只要缴费越多、积累年限越长，在同等条件
意指同样的宏观经济背景、金融市场条件、投资工具选择。下就必然能增加养老金，这是基金积累制的本质特征。因此，对于个人而言，个人账户养老金领取越迟、得到越多乃是理性预期。但是，基础养老金并非依据基金积累来确定养老金给付，因此延迟领取到底有何利弊，到底多领还是少领，无法直观判断，需要通过计算峰值和oV值来进行比较。综上所述，个人账户养老金会扭曲延迟领取养老金的经济激励，从而使我们难以判明基础养老金的经济激励效应，由此，本文将在随后的计算中采用排除个人账户养老金的计算方式。
在上述假设中，我们为养老保险制度假定了一个较为符合现实的制度环境：折现率主要参考近年来长期国债利率定为5%。在实际预测中，也存在使用其他指标，例如参考名义GDp增长率设置折现率的情况。因此，我们将考察若以名义GDp增长率7%来设定折现率，不同时点领取养老金的经济激励将如何变化。假定工资率仍然不变，养老金增长率与工资率持平，但折现率提高到7%，计算得到峰值和oV值如表3所示。
很显然，当其他条件不变，折现率提高后，峰值的变化非常显著。在折现率7%的假设下，峰值从61岁起便为负数。也即是说，即使仅仅延迟一年领取养老金，所带来的养老金总收益都比不上60岁领取的总收益，在此情况下，延迟领取养老金必然会造成养老金收益的损失。关于退休决策方面，oV值依然在这个区间内持续上升，即使在养老金收益不利的情况下，工作收入也抵消了延迟领取养老金收益的损失。因此，从oV值考虑，在我国基础养老金低替代率的现状下，如果典型劳动者能够在法定退休年龄后继续从事收入相似的工作，那么持续工作必然是有益的。oV值的测算很清楚地呈现出我国养老保障制度的工作导向性，而非保障导向性――持续工作所带来的收益，能在很长时间内完全抵消养老金收益的损失。但这样一来，问题就转向到我们现有的劳动力市场状况和制度法规，是否足以让老年劳动者获得足够的工作机会。
从峰值考虑，典型劳动者延迟领取养老金，是否会造成养老金收益损失，与参数假设密切相关。在高折现率条件下，延迟领取养老金将必然造成损失。在低折现率条件下，延迟到62岁退休依然是可行的。关于折现率到底如何假设更为科学，超出了本文的探讨范围。从本文的两种假设可知，
折现率越高，延迟领取养老金将越不利。值得指出的是，我们设计的典型劳动者将在2047年到达60岁，这正是我国老龄化的高峰时期。按照现有的制度思路，无论国家决定在何时开启延迟退休年龄的政策进程，2047年的退休年龄一定不止60岁，那么在现有养老保险计发办法下，如果折现率较高，则必然损失养老金领取者的收益。即使在5%这样一个低折现率假设下，超过62岁领取养老金，也会造成养老金收益的损失。由此可见，我国目前的养老保险制度框架下，延迟领取养老金很可能造成劳动者养老金收益的损失。
此外，我们的假设仅仅针对平均状况的典型劳动者，在此基础上，如果劳动者在达到一定年龄（例如60岁），便难以在原岗位从事工作，而只能从事报酬较低的工作，或者劳动者所处行业的工资增长率低于平均工资增幅，那么也会明显缩减oV值。
3.几种特定假设下的峰值和oV值测算
上面仅针对典型男性劳动者进行测算，同时我们将标准退休年龄设为60岁，因此尚未考虑女性退休年龄延长的情况。理论上讲，女性的预期寿命高于男性，但退休年龄早于男性，因此领取养老金的时限将大于男性。那么女性将退休年龄从55岁延长到60岁，所带来的劳动.退休激励效应，以及养老金总收益变化，应该与男性有所差异。除此之外，根据我国养老保险制度设计的再分配效应，低收入者的养老金替代率应该高于高收入者，因此养老金占工资的比重也就更高，那么相应的，延长工作对养老金损失的“弥补”效应也就会更小。如果我们再假设这类劳动者的工资增长率小于平均工资增长率（例如从事餐饮业的劳动者），这一效应会更加明显。下面我们分别就上述两种特殊情况进行考察。
（1）女性劳动者延迟退休的经济激励效应。假设典型女性劳动者于22岁参加工作，领取平均工资42000元/年，55岁为标准退休年龄。工资增长率g为7%，养老金增长率gp略低于工资，设为6%，折现率分别设为5%，考察将女性退休年龄从55岁延迟到65岁的峰值和oV值。生存概率的计算参照《中国人寿保险业经验生命表（2000.2003）》设定，选取“非养老金业务”“女性”，死亡年龄设为85岁。退休年龄从55岁到65岁的oV值和峰值计算结果如表4和表5所示。
很显然，根据女性劳动者假设，无论折现率高低，延长工作的工资收入同样足以在这一时段抵消养老金收益的变化。折现率同样深刻影响着峰值和oV值，但即使在低折现率假设下，将女性养老金领取年龄推迟到65岁，也不会造成养老金总收益的损失。但是在高折现率的情况下，将养老金领取年龄延迟到57岁，便会造成损失。当然，正如之前论述，这里不再考虑个人账户养老金的情况，因为这不会影响本文的基本结论。
（2）低收入劳动者延迟退休的经济激励效果。下面考察收入低于平均工资，且工资增长率也低于平均工资涨幅的劳动者，其延迟退休的经济激励如何。假定某一男性劳动者，25岁参加工作，年工资收入40000元，该行业工资增长率为6%，其他假设与典型男性劳动者一致，折现率同样按5%计算。低收入劳动者60.70岁退休的峰值和oV值如表6所示。
根据分析，低收入劳动者与典型劳动者相比，延迟退休将更加不利。这与低收入劳动者的基础养老金替代率更高有关。在制度设计本身不利于延迟领取养老金的背景下，养老金替代率越高，延迟领取养老金的损失就越大，因此低收入者延迟退休的负面经济激励比平均收入者更大。鉴于5%折现率假设下，低收入者任何程度的延迟退休都将产生养老金损失，那么在更高的折现率假设下，这一损失必然更大，因此在这里就不再计算7%折现率的情况了。同时我们可以看出，低收入劳动者延迟退休所获得的劳动收入，依然足以抵消养老金损失（oV值持续为正且递增），尽管其工作收益明显低于领取平均工资的典型劳动者。
四、我国劳动者延迟退休的政策建议
1.改革养老保险待遇计发办法，确保制度的精算公平性
根据本文的计算，在我国养老保险制度框架下，男性劳动者延迟退休年龄，有较大可能遭遇养老金损失；至少长远看来，将退休年龄渐进延长到65岁的话，几乎必然造成养老金损失；女性劳动者延迟退休的养老金激励效应则不那么确定，至少在低折现率条件下，女性延迟退休不会造成经济损失。从这点看，我国延迟退休的“女先男后”战略[9]是符合科学规律的。同时，由于制度设计存在收入再分配因素，低收入者的养老金收入替代率相对较高，因此低收入男性劳动者在延迟退休过程中遭遇的实际损失会更加明显。这一现象表明，我国现阶段养老保险制度设计并未做到精算公平。目前多数学者认为，要保持养老保险可持续发展，男女性退休年龄均应延长到63.65岁。那么按照目前的养老保险计发办法，延迟退休极有可能损害男性劳动者的养老金权益（如果在高折现率条件下，女性亦不能幸免）。当前的基础养老金计发，实际上做不到真正意义的“多缴多得”。那么可以预见，政府很难说服公众以牺牲养老金收益为代价来支持延迟退休。纵观西方国家近20年来退休改革，无不以确保养老保险制度精算公平为前提，来吸引劳动者自愿选择和认同延迟退休，这在那些引入了弹性养老金领取年龄制度的国家――如美国和德国，尤为明显。但是，即使延迟退休对劳动者养老金收入并不构成直接损失，这些国家在改革过程中依然遭遇到来自公众的重重阻力，甚至诱发政治危机（例如法国）。那么，当我国现行养老保险制度明显不利于延迟退休时，遭遇到的改革阻力无疑会更加严重。因此，我们建议，在研究和渐进推行延迟退休政策时，必须首先确保养老保险制度本身的精算公平性，加入精算调节因子，使延迟领取养老金的未来收益现值至少不低于当期领取的现值，并将这一政策举措向公众进行充分解释，使劳动者充分了解延迟退休不会造成养老金收益损失。笔者发现，即使退休改革已成热点，公众对养老保险制度及待遇计发的认知仍然十分片面，而且误解远多于理解，这些误解亟待澄清。一方面，这与我国养老保险制度在过去20年里几经调整有关。我国养老保险制度自20世纪80年代经济体制改革以来，经历了1991年、1997年、2005年几次主要变革，再加之以地方实践的差异性，不同年龄段、不同地域的劳动者所面对的养老保险及退休制度本身就有差异性。另一方面，媒体对现阶段养老保险制度的解释和宣传力度也存在不足。笔者发现，许多媒体对养老保险计发办法的解读，仍然沿用的是2005年之前的说法，这无疑具有很强的误导性。对养老保险制度及其计发办法进行充分的宣传和说明，乃是化解公众阻力的基础做法之一。
2.逐步增加老年就业机会，创造更好的老年就业环境
自20世纪90年代企业职工养老保险制度改革以来，我国的社会保障制度逐渐从计划经济时期高替代率、全面福利提供（在特定经济背景下）的制度构建，向保基本、全覆盖、多层次、可持续的制度构建过渡，是一种典型的低保障型养老保险。低保障型的养老保险制度，实际上带有浓厚的就业导向意味。也即是说，劳动者若想获得充足的收入保障，在很大程度上需要依赖于投身工作，以及自我储蓄。社会保险本身只能提供一个相对基本、相对微薄的退休收入。这与欧洲大陆模式下高替代率的养老保险制度有本质上的不同。从oV值测算中我们可以看出，即使在养老金预期收入为负的情况下，持续工作所带来的收入增量，依然能够抵消养老金本身的负面效应。也即是说，如果老年劳动者能够充分参与工作，那么延迟退休本身就是一个理性选择。但是，我国目前的老年就业环境无疑是不够理想的。这一现状主要源于我国劳动力市场制度建设尚不成熟，而且政策重心尚未偏向老年劳动者。一方面，我国目前的劳动法规，如《劳动法》、《劳动合同法》、《就业促进法》等，实质上将老年劳动者排除到劳动保护范围之外，达到退休年龄的劳动者很难再从事正规就业。例如《劳动合同法》规定，到达退休年龄或领取养老保险的劳动者，劳动合同自动解除，从而也不再受劳动法规保护。超过退休年龄的劳动者，若遇到劳动纠纷，则只能通过《民法》调节，而《民法》实际也并无针对老年劳动保护的特定条款[10]。值得注意的是，在渐进延迟退休年龄的进程中，老年劳动者确实会因退休年龄的提高而被渐进容纳进《劳动法》、《劳动合同法》等法律的覆盖范围。然而，这并不能从根本上解决问题――例如当退休年龄渐进提高到62岁时，这也就意味着超过62岁的劳动者依然无法受到劳动法律的保护，而劳动法律本身应该保障所有劳动者平等的劳动权益，这才是问题的根本所在。借延迟退休之“东风”来扩大对老年劳动者劳动权的保护，过于“曲线救国”。换言之，即使现行退休年龄（养老金领取年龄）保持不变，劳动法律的覆盖面也有必要扩大。当前劳动法律对老年就业的限制，并非在于退休年龄规定过早，而是其法理上存在固有缺陷。当然，劳动力市场政策的偏向，是与劳动力市场供求背景密切相关的。当前劳动力市场政策没有偏向老年劳动者，本质原因也在于青壮年就业问题更为迫切、劳动力短缺尚未成为显著问题。纵观我国20世纪90年代以来的就业政策，其重心依次为下岗失业职工、农民工、毕业生等群体，老年就业群体并未成为就业扶助制度的重心。笔者几乎没有找到针对老年劳动者的就业促进政策文件。这些均体现出我国就业市场和政策对老年劳动者的态度。在这样的就业环境下，即使表面上延迟了退休年龄，但能否有足够的就业机会来容纳老年劳动者，是值得怀疑的。退休和工作乃一枚硬币的两面，延迟退休必然也必须以老年就业为首要基础，因此，在延迟退休政策推进过程中，需要有意识地使就业政策向老年劳动者倾斜，同时逐步打破现有的劳动法规对老年就业的障碍及负面引导。只有当老年劳动者具备较好的就业环境、较充足的就业机会时，延迟退休才真正具备了运行的条件。这也是国家特别提出“渐进”二字的深意所在。
总之，笔者以为，延迟退休势在必行，然而需要两大前提支撑：延迟退休不会给劳动者造成预期的养老金待遇损失；有足够的工作岗位和良好的就业环境容纳延迟退休的劳动者。延迟退休并非仅仅依靠测算养老负担、列出改革时间表，即可顺利推行的。这一政策改革将十分深刻地牵涉到国家财政负担、劳动力市场承受度、劳动者切身利益这三方面根本性问题。如何从这三者之间取得平衡，是探讨延迟退休政策的核心问题。
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假期延迟通知篇3
[关键词]渐进式延迟退休年龄政策；问题；措施
在人口年龄结构老龄化和社会养老基金收支困难的背景下，党的十八届三中全会提出要“研究制定渐进式延迟退休年龄政策”。
一、提出“渐进式延迟退休年龄政策”的背景
（一）人口老龄化趋势加快且日益严重
国际上有两种判定国家或地区进入老年化的标准：一种是由联合国在1956年《人口老龄化及其社会经济后果》中颁布的标准，即一个国家或地区65岁及以上老年人人口数量占总人口比例是否超过7%。若超过7%，则进入老龄化阶段；若没有超过7%，则没进入老龄化阶段。而在2013年中国65岁人口占总人口比例已接近10%。另一种是由1982年维也纳老龄问题大会上颁布的标准，即当一个国家或地区的60岁及以上老年人口占总人口比例是否超过10%。若超过10%，则进入老龄化阶段；若没有超过10%，则没进入老龄化阶段。根据第6次人口普查数据显示我国60岁及以上的老年人口占总人口的13.26%，预计到2050年，我国60岁及以上的老人占比将超过30%。由此可知，我国已经进入了老龄化阶段且老龄化现象越来越严重。
人口老龄化趋势的加快意味着未来的劳动年龄人口占总人口的比例不断下降。2012年我国劳动年龄人口比2011年减少了345万人，这意味着我国由人口优势带来的经济效益将会减少。如果继续实行现行的退休年龄，人口红利减少的趋势将会越来越快，从而阻碍经济的发展。而适当的延迟退休年龄，则能在一定程度上均衡在职人员和退休人员的人数比例从而促进经济持续发展。
（二）人均寿命和受教育增长
现行的退休年龄是依据20世纪50年代初劳动条件、人均寿命等因素制定的，当时人均预期寿命是40岁。而随着医学的发展以及生活水平的上升，在当今，60―65岁的老人属于低龄老人，他们大多数身体健康，处于生理亚中年状态，而且这些老年人中有部分人具备较高技术水平和领导经验。如果继续实行现行的退休年龄，将会造成中老年人力资源。
同时对社会和个人来说，教育是进行人力资本投资的主要方式，而工作年限的长短直接决定了他们人力资本投资回报期的长短。在我国高度重视教育发展的背景下，人们的受教育程度普遍提高，自然而然人们受教育的年限延长，最终导致人们推迟工作年龄。如果继续实行现行的退休年龄，就会缩短人力资本投资回报期，影响个人和社会对人力资本投资的积极性。同时这也无法最大化地实现劳动者的个人效用，造成人力资源的浪费。
（三）政府养老保险金收支严重失衡
优越的生活以及高水平的医疗技术使得人们的寿命增长，超过了支付养老金年限的预期设计（人均10年），这使得我国养老金收支不平衡，留下亏空。同时在计划生育的影响下，年轻人的增长速度相对于人口老龄化的速度较慢，使得的养老金体系的收入相对变少，而领取养老金的老年人越来越多，从而导致养老金账户入不敷出。
二、执行“渐进式延迟退休年龄政策”可能存在的问题及原因
为了最大程度地减轻社会震动，我国采取了“渐进式延迟退休年龄政策”，但在执行“渐进式延长退休年龄政策”的时候仍会存在问题，下面将从执行政策的主体、客体以及环境进行分析：
（一）政府和企业监管力度不够
该政策的执行主体是政府和企业。我国为了一些从事高温、高空等重体力劳动者及一些需要提前退休的人员制定了提前退休机制。同时为了避免出现利用职权随意提前退休等现象也出台了一些惩罚性的规定。根据我国2011-2012的人力资源发展报告可知：当前城市人口总体的平均退休年龄为56.1岁，男性平均退休年龄为58.3岁，女性为52.4岁。这说明了我国有部分人提前退休，在一定程度上反映了政府和企业的监管力度不够。如果在实行该政策时，没有完善提前退休机制以及加大惩罚力度，必然会有更多人选择提前退休。
（二）劳动群体执行力度不够
该政策的目标群体是劳动者。在延迟退休政策后，有一部分劳动群体不会遵循。
一方面是部分劳动者身体不健康。根据专家的预测，人体开始自然衰弱的时间在60岁，即使在外部条件大幅度提升时衰落时间也不会大幅度的延后。因此，虽然我国人均寿命已达到了75岁，但并不意味着人们拥有健康的身体。同时，当今是一个快节奏的社会，人们的工作压力不断增加，环境污染越来越严重，这导致社会人均带病率高达86%。这使得部分劳动者选择提前退休。
另一方面“家庭式”生活方式限制劳动者。根据现行的退休年龄，退休的劳动者属于“低龄老人”特别是女性，大部分都肩负起照顾老人和小孩的责任。同时，许多年轻人也将父母是否退休作为生育的重要考虑因素。当执行该政策时，必然会引起部分家庭推迟生育计划，而中国大多数人都非常重视孩子。这样使得大部分人无法接受延迟退休，会选择提前退休。
（三）社会保障体系不健全
该政策的执行环境是整个社会的保障体系。在社会保障体系完善的情况下，劳动者是愿意延迟退休的。但是我国不健全的社会保障体系，严重影响了政策的执行。
第一，双轨养老金制度影响了劳动者工作的积极性。养老金双轨制就是企业人员先参加社会保险再由国家统筹发放退休养老金，而公务员直接由国家财政按照退休前岗位工资的高低来发放退休养老金。同时我国的公务人员以及事业单位人员享受的退休养老金替代率水平在世界上属于最高群体之一，高达百分之八九十。而其他劳动群体的养老金状况就比较差甚至跌破了国际警戒线，如此大的差距必然会影响其他劳动群w工作的积极性，使得他们不愿意延迟退休。
第二，较低的社会福利影响了劳动者的积极性。决定劳动者是否愿意长期工作的关键性因素是工作环境和工作方式。作为企业职工福利之一的带薪休假策，能够使劳动者保持愉悦的心情工作、激发他们的热情。但是我国执行带薪休假制度的力度较小，这主要是因为我国在休假时期的工资较少并且许多企业并不提倡带薪休假，使得很多劳动者放弃假期选择工作。这样劳动者基本上没有空余时间来休闲娱乐。劳动者几十年在压力极大的环境下工作，都迫切希望能够退休。如果在不改善劳动者社会福利的状况，推行延迟退休政策，大部分劳动者会因为过大的心理和生理压力而拒绝延迟退休。
三、提高“渐进式延迟退休年龄政策”有效性的措施
（一）制定并完善相关法律，严格执行延迟退休的政策
一方面政府和企业要完善提前退休的相关审批制度。由于不同的工作性|和身体素质，提前退休机制是必然存在的，但部分人会利用制度的漏洞而提前退休。因此，政府和企业必须严格执行提前退休审批制度，严格审查需要提前退休人员的申请，并建立相应的监督机构，对审批提前退休的工作进行监督，从而减少违规操作行为。同时，对于被发现提前退休的人员，可以扣除相应的养老金。
另一方面政府和企业加大违规退休的惩罚力度。在我国，大量的劳动者选择违规提前退休主要是因为惩罚力度不够。因此，要加大处罚违规退休的惩罚力度。一方面，对于违规的劳动者，可以减少其领取养老金的比例，并且提供其领取养老金的年龄。另一方面，对于出现违规现象的单位也进行相应的处罚，比如，让其补交提前退休人员的养老金。
（二）建立相关激励机制，引导劳动者愿意延迟退休
劳动者不愿意延迟退休主要是延迟退休带来的利益较小。我国可以建立养老保险待遇的激励机制。首先是依据现行法定退休年龄，制定相关的激励政策。劳动者可以获得比其他人更高比例的养老金，只要他选择延迟退休。同时，当劳动者除了因为身体不健康而选择提前退休，就会降低他的养老金的领取比例。这样可以有效地抑制提前退休以及促进延迟退休。然后在选择延迟退休的人数占大部分后，要提高可获得奖励的退休年龄。相对于美国人，中国人特别注重孩子，因此，可以制定类似小孩在同等条件下可优先就业等优惠政策来激励人们选择延迟退休。
（三）完善社会保障制度
第一，加快并轨养老金制度。政府要将单层次非缴费的养老金制度逐步地变为缴费制的养老金制度，使公务员养老金制度与城镇企业的职工基本养老保险相适应，最终形成全社会相统一的养老保险制度。这样可以减低公务员的待遇，不仅使政府的养老金支付的负担减轻，运行成本减低，而且也使社会的差距减少，实现公平养老。这样给该政策的实施提供了一个和谐稳定的环境。
假期延迟通知篇4
丽江是一个以发展旅游业为主的城市，其旅游收入在丽江市国内生产总值中占有很大的比重，在2003、2004、2005年分别占了58.70%、65.80%、72.13%。本文利用丽江市2003年、2004年、2005年统计年鉴的相关数据以及丽江市统计局提供的统计数据对丽江旅游现状进行分析并建立时间序列模型，为丽江今后旅游业发展规划的制定提供参考。
一、旅游收入基本分析
旅游收入是旅游经济运行的结果，也是测量旅游经济活动成果的一个重要指标。旅游收入的多少反映了旅游目的地国家或地区旅游产品实现价值的大小。旅游收入越多，意味着旅游目的地国家或地区旅游业的产值越大，对其社会经济发展的作用也越大。
根据所搜集的数据知道无论是旅游人数还是旅游收入总体都是呈上升的趋势，1994年丽江提出了”旅游先导”的发展战略，在1996年丽江发生7.0级地震后，抓住机遇变大灾难为大机遇，进一步明确了旅游业在全市经济发展中的支柱地位。此后丽江的旅游发展呈现良好的发展态势。
随着我国社会主义市场经济的发展和丽江市的发展，丽江市旅游收入呈现长期向上发展的态势，旅游业在丽江的国民经济中占有重要的地位，旅游收入在国内生产总值中所占的比例也很大。长期趋势是对时间序列分析的重点，分析长期趋势对于掌握客观现象的性质及其变化规律，进行预测都具有重要意义。
二、建立模型及预测
时间序列就是将市场现象的某种观测值按时间先后顺序排列而成的序列。时间序列也称动态数列或时间数列，时间序列中各指标数值在市场预测时被称为实际观察值。对于时间序列数据在建立模型之前先进行处理。
（一）时间序列预处理
对时间序列首先要对它的平稳性和纯随机性进行检验，也就是对序列的预处理。
1、平稳性检验
对平稳性的检验用时序图，所谓时序图就是一个平面二维坐标图，通常横轴表示时间，纵轴表示序列取值。根据平稳时间序列均值、方差为常数的性质，平稳序列的时序图应该显示出该序列始终在一个常数值附近随机波动，而且波动的范围有界的特点。如果观察序列的时序图显示出该序列有明显的趋势性或周期性，那它通常不是平稳序列。根据图1知道该序列是非平稳序列。
进一步用自相关系数进行检验：
延迟k自相关系数，即aCF为：
其中是时间序列的延迟k自协方差函数。
平稳序列通常具有短期相关性，用自相关系数描述就是随着延迟期数的增加，平稳序列的自相关系数会很快地衰减向零，反之，非平稳序列的自相关系数衰减向零的速度通常比较慢。
根据旅游总收入序列的延迟期数为12的序列自相关图知道自相关系数趋于零的速度很慢，说明该序列是非平稳的。
样本自相关图具有拖尾特征，而偏自相关图具有截尾特征，所以丽江旅游总收入的时间序列是非平稳的。所以不能直接用移动平均模型，自回归模型和自回归移动平均模型。
2、纯随机性检验
如果序列值彼此之间没有任何相关性，那就意味着该序列是一个没有记忆的序列，过去的行为对将来的发展没有丝毫影响，这种序列称之为纯随机序列。随机序列在进行完全无序的随机波动，没有包含任何值得提取的有用信息，从统计分析的角度而言，纯随机序列是没有任何分析价值的序列。
原假设：延迟期数小于或等于m期的序列值之间相互独立。
备折假设：延迟期数小于或等于m期的序列值之间有相关性。
Box和pierce推导出了Q统计量，Q统计量在大样本场合检验效果很好，但在小样本场合就不太精确，Box和Ljung又推导出了LB（Ljung-Box）统计量：
式中，n为序列观测期数；m为指定延迟期数。
由于本文所用序列的样本是小样本，所以检验用LB统计量。
从下面的表可以看出，p值显著小于显著性水平0.05。所以该序列拒绝纯随机的原假设。
（二）确定性时间序列分析
1、曲线拟合
由于丽江旅游收入的时间序列具有非平稳性，而且从其时序图知道该序列没有稳定周期的循环波动的趋势，可以用确定性时间序列分析中的趋势分析。由序列图知，旅游总收入与时间t之间不是线性关系，是一种曲线关系，所以用曲线拟合。
以1990―2012年的丽江旅游总收入的数据为因变量，时间为自变量（取1990年的时间为1）由SpSS软件进行回归拟合，通过综合的考虑与比较可以得到幂指曲线模型（power）或的拟合效果最好，其中Y为旅游总收入，t为时间，为参数，并且得到如下的参数估计表：
2、回归方程显著性的检验
检验统计量
其中是预测值，是总体均值，为观测值。经过SpSS的计算我们可以得到F=384.796，Sig=0.000（接受原假设的概率为0，原假设是：），故模型通过了F检验。
是样本决定系数，是一个回归值与样本观测值拟合优度的相对指标，反映了因变量的波动中能用自变量解释的比例。越接近于1，拟合优度就越好，由此可以知道模型拟合效果很好。
3、模型的系数检验
检验统计量，
其中为误差标准差的估计值，为设计矩阵转置后与其自身相乘后所得矩阵的第j个对角元素。经过SpSS的计算我们可以得到两个参数的Sig=0.000和Sig=0.009，这就说明了两个参数都通过了t值检验，也就是在显著性概率0.05的水平下参数显著不为零。
综上，用幂指曲线模型来分析丽江市的旅游收入是可取的，模型和系数均通过了检验。可以利用上述模型进行外推预测。
三、结论
假期延迟通知篇5
论文关键词:网络化系统 控制 保性能 状态反馈
论文摘要:针对大规模、实时性要求较高的集散工业控制环境,建立了闭环控制回路用网络来实现的网络化系统.针对网络化系统,提出了一种多时延系统模型.考虑到模型的不确定因素,推出了无记忆状态反馈、鲁棒保性能控制器的存在条件.给出了如何利用matlab软件进行控制器设计并给出性能优化的方法.仿真结果表明,该控制器有很好的鲁棒性,对所有允许的网络不确定延迟和模型不确定性,具有良好的性能指标,可以用于分散环境下的大型工业控制系统.
网络化系统作为一门交叉学科,既涵盖控制又关联网络.因此在系统设计时,应该综合考虑控制和网络的因素.网络的引入将给系统带来延迟,同时,系统的模型会具有不确定性因素.依照这个宗旨,本文针对带有不确定性模型结构的网络化控制系统,建立了多延迟系统模型,证明了其无记忆状态反馈保性能控制器(guaranteedcostcontrol)存在且使系统稳定的充分条件,并给出了该控制器设计和性能优化的方法.仿真结果表明,对带有不确定性模型结构的网络化控制系统,该控制器具有很好的鲁棒性.
1 多延迟模型的建立
本文所研究的网络化控制系统如图1所示,其中,传感器为时间驱动,且采样周期定常,设为h.控制器和执行器均为事件驱动.系统中,用s和a分别表示信号从传感器到控制器、控制器到执行器之间的网络传输延迟,并且假设控制对象(plant)的全部状态采样值用一个包传输.
假设系统中延迟s和a是定常的,并且小于两个采样周期.因为系统中延迟和周期采样的影响,系统模型将被转换为
由于环境的复杂、器件的老化和非线性等因素,在实际的网络化系统建摸中,系统具有不确定性.因此,本文将考虑具有不确定性因素的网络化系统模型
模型(2)中,假定控制向量为范数有界,且具有以下形式:
式中:d,ej为反映不确定结构的常数矩阵;而f为满足条件ftf≤i的未知不确定矩阵,其元素lebesgue可测且有界.系统的性能指标定义为
本文研究的问题是对具有模型(2)的网络化控制系统,设计一个无记忆状态反馈控制器
c(k)=kx(k),(5)
使得对所有允许的不确定性,该网络化控制系统是渐进稳定的,且性能指标值满足j≤j*,其中j*是某个确定的常数.通常称具有这样性质的控制器(式(5))是不确定网络化控制系统(式(2))和性能指标(式(4))的保性能控制.
2 保性能控制设计和优化
文献[1~4]中,采用增广状态法,建立起了滞离散网络化控制系统的无时滞的离散模型,然后应用一般的线性二次型规则设计的方法,给出了一种状态反馈控制律.这种方法使系统状态维数增加并给计算带来了一定的困难.同时,将使设计出的的控制器不仅依赖当前的状态,而且还依赖以前的状态.因此,本文针对模型不确定网络化控制系统(式(2)),设计一无记忆状态反馈保性能控制器.在以下主要结论的导出中,要用到文献[3]中的一个引理.引理1[3] 给定适当维数的矩阵x,d和e,其中x是对称的,则x+dfe+etftdt<0.对所有满足ftf≤i的矩阵f成立,当且仅当存在一个常数ε>0时,使得
定理1 对于系统(2)和性能指标(4),若存在矩阵k,对称正定矩阵p,s和t,使得对所有允许的不确定性,矩阵不等式
证明 若存在对称正定矩阵p,s,t和矩阵k,使得对所有允许的不确定性,矩阵不等式(6)成立.系统(2)中,取控制律c(k)=kx(k),则导出闭环系统为
x(k+1)=acx(k)+b1kx(k-1)+b2kx(k-2).(7)
选取一个李雅普诺夫函数
则v(k)是正定的,沿闭环系统(7)的任意轨线,v(k)的前向差分是
若条件式(6)成立,则对所有允许的不确定性,有根据李雅普诺夫稳定性理论,网络化控制系统(7)是渐进稳定的.进而由不等式(9)可得式(10)两边对k从0到∞求和,并利用系统的稳定性可得kx(k)是系统的一个保性能控制律.定理得证.下面以lmi的形式给出该保性能控制器构造的方法.矩阵不等式(6)可以写成
式中ω4=-p+ktsk+kttk+q+ktrk,根据矩阵的schur补性质,代入ac,b1和b2的表达式,再利用引理1可得三角阵
再利用matlab的lmi工具箱,可解出具有最优性能的无记忆鲁棒状态反馈控制器.
3 仿真结果
考虑如下控制系统:
不失一般性,不妨假设传感器采样周期h为10ms,时延s和a均为8ms.q=diag{1,1},r=0.3,d=[0.10.1]t,e=0.1,e0=0.1,e1=0.1,e2=0.2,根据前面的讨论,通过matlab的lmi工具箱可以构造出的最优性能鲁棒控制器为
c(k)=[0.1121-0.1261]x(k).
闭环系统性能指标的最优上界为112.2541.仿真结果表明,该无记忆状态反馈保性能控制律,对允许的网络延迟和模型不确定性,确实具有良好的性能.
参考文献
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假期延迟通知篇6
abstract：thispaperstudiesthepartsdistributionoftheautomobileindustry.aimedatthebull-whipeffectofthesupplychain，themodelandsimulationarecarriedoutbythemethodofsystemdynamics.thestudyshowsthattheinformationoftimeandthemarketdemandhasasignificantimpactontheprocessingofthesupplychain.inthesingleandmultiplesupplychainmodels，throughcomparingandstudyingtheinformationsharingandhowtosharethedemandinformation，theresultshowsthatthedistortionwouldexacerbatethebull-whipeffectofthesupplychain，butthesharingofthemarketdemandinformationwouldbebeneficialtotheoperationofthesupplychain.
关键词：供应链;牛鞭效应;信息共享;系统动力学;仿真;Vensim
Keywords：supplychain;bullwhipeffect;informationsharing;systemdynamics;simulation;Vensim
0引言
信息流作为实现供应链管理的基础，直接影响上游企业的生产、运输和库存控制，从而影响到整个供应链的运行。供应链围绕着核心企业，通过对物流、资金流和信息流的控制进行运作，但时间延迟、货物紧缺、信息失真等现象可能会导致供应链的运作。
当供应商只根据销售商的需求信息做供应决策时，信息的失真性会产生牛鞭效应。企业合作中，信息共享是解决供应链中信息扭曲的有效途径，下游企业的信息价值远超过上游企业的信息价值，信息共享对供应链成员安排生产作业及库存配送计划具有指导性，它可以减少订货时间和牛鞭效应，提高物流管理效率和预测的精确性[1]，数据表明，共享信息使库存成本降低了8%-19%[2]，使供应链的平均成本降低了1.8%[3]，使供应链的总成本降低2.2%，最大的能达12.1%[4]。减少信息沿供应链垂直方向的扭曲，减轻牛鞭效应所带来的影响，从而改善库存水平。
本文以汽车制造业中零配件配送为研究对象，结合供应链原理，构建五级供应链模型，运用系统动力学方法进行仿真，研究影响牛鞭效应的相关因素及信息共享对牛鞭效应的影响，为解决实际供应链运作中遇到的牛鞭效应、库存管理等问题提供参考。
1模型的假设及建立
1.1模型的假设本文假设：零配件配送中，供应链中的成员采用库存补充策略进行订货或生产，并根据需求量和实际库存量调整订货或下达生产计划，以满足销售或订单需求，并且使库存量维持在目标水平。对供应链中的参数设定如下：生产率pi，发货率Di，销售率Si，生产需求率pRi;采购需求pDi，订货量oQi，库存Qi，期望库存eQi;生产延迟时间pDti，发货延迟时间DDti，销售预测SFi，库存调整时间Qati，移动平均时间mati，期望库存覆盖时间eQCti。其中，i=s，p，m，d，r，分别代表上游供应商、供应商、核心企业、批发商、分销商和零售商。本文在刘秋生[5]等的二阶供应链模型基础上进行研究和扩展，模型如图1所示。
1.2模型的建立对模型中的参数假设如下：初始客户需求率为每周800件，从第5周开始客户需求范围为（950，1050），均值为每周1000件、方差为10，各节点初始库存量和期望库存量均为3000件。期望库存覆盖时间、库存调整时间和销售预测所需的移动平均时期数分别为3周、4周、6周，相邻成员之间的生产延迟时间和发货延迟时间均为3周，各成员与相关参数之间的关系用DYnamo方程表示，以下是与核心企业相关的方程式：
Dd=SmootH3（oQr，DDtd），unit/week（1）
Qm=inteG（Dp-Dm，eQCtm×1000），unit（2）
eQm=eQCtm×SFm，unit（3）
pRm=maX（0，SFm+（eQm-Qm）/Qatm），unit/week（4）
oQm=maX（0，pRm），unit/week（5）
SFm=SmootH（Dm，matm），unit/week（6）
其他成员的DYnamo方程与核心企业的类似，不再展开。
1.3结果分析以步长为1周、时长为200周进行仿真，供应链中各成员的订单水平如图2所示。
从图中可知，供应链中各成员的订单量存在牛鞭效应，且上游成员较为显著，零售商的订货水平最接近市场销售率水平。仿真200周后，上游成员至下游成员的订货量均值分别为：999件、1011件、1017件、1007件、1001件、995件，供应链下游成员到上游成员的信息延迟及其他不确定因素的叠加对产生牛鞭效应有一定的影响，越往上游，影响越大。
通过调整时间，研究表明，移动平均时间减小时，发货率、库存量、订货量、采购需求、销售预测、期望库存都增大，移动平均时间增大时，几者都减小;而变化期望库存覆盖时间的效果与之相反;变化库存调整时间的效果与之类似，与时间在一定范围内成负相关。供应链中某一成员的四个时间的改变对其下游成员的各指标的影响都很小，而对自己和上游成员的影响很大。其中，发货延迟时间与其余三个指标的效果不同，它对离自己最近的上游成员的影响最大，且延迟越大牛鞭效应越大。由于篇幅所限，不再展开。
2信息共享对牛鞭效应的影响
2.1模型的建立及设置需求的不确定性以及信息的不流通是牛鞭效应产生的一个重要因素，由上文可知，时间延迟对供应链的运作有很大的影响，因此，为了减小因信息延迟造成的失真，在以上模型的基础上建立信息共享机制。让处于下游的成员将库存消耗量上传给其上游的多个成员，分别以供应链中所有成员都共享需求信息、只有零售商共享需求信息等方式进行信息共享，以上游供应商生产为例，两种情况的需求率分别如下：
pRs=maX（0，（SFs+Sd）/2+（eQs×4-Qs-Qq-Qm-Qd）/Qats），unit/week（7）
pRs=maX（0，（SFs+Sd）/2+（eQs-Qs）/Qats），unit/week
（8）
其他成员的需求率与上游供应商的生产需求率类似，其他条件不变，不再展开。
2.2结果分析仿真200周后得到的均值如表1所示，其中，type中的n、Ya、YR分别表示没有信息共享、供应链中的所有成员都进行信息共享、只有零售商进行信息共享，Value中的mea、std分别表示均值和标准差。
由表1可知，上游成员到下游成员，订货量先增加后减小、标准差和库存量逐渐递减，表明供应链中存在牛鞭效应。下游成员对其上游所有成员共享信息的结果表明，当下游成员只为上游成员共享零售商销售率时，所得到的订货量小于所有下游成员为其上游成员共享信息时所得到的订货量，库存量的变化更明显，比没有任何信息共享时少很多。另外，上游成员获得的信息越多能增大其库存量，表明信息的叠加会导致信息失真，从而加大牛鞭效应，当下游成员把所有的需求信息与上级成员共享时，订货量反而比没有进行信息共享时增加了0.34%，库存量增加了32.01%，而只把零售商的销售信息共享给上游的所有成员时，订货量比没有进行信息共享时降低了0.000092%，库存量降低了9.15%。可知，信息的共享不但对供应链上游和下游的影响不同，对订货量和库存量的影响也不同，需求信息的共享对供应链的上游成员更有利，对降低其库存压力有重要作用。
3多个供应链的模型
3.1模型的假设及建立实际的供应链中，核心企业上游和下游有很多企业，为了研究存在多个上下游企业的供应链的运作情况，在上文研究的基础上做如下假设：除了核心企业之外，供应链的每一级上都有三个成员，模型如图3所示。
假设上游成员供货时，核心企业接收即可，而发货时，核心企业先向分销商2供货，再向分销商1和分销商3供货，三条供应链的销售率前三周的为800件，之后服从以800为均值、10为方差的正态分布，核心企业向三条供应链的订货量分别是其生产需求率的1/6、1/2、1/3，其他条件不变。
3.2结果分析由上文可知，为了减弱因信息失真造成的牛鞭效应，该模型中不考虑其他成员也向其上级成员共享信息，只考虑零售商向上游成员进行信息共享的情况，仿真200周后的结果如表2所示。其中，SCn1、SCn2、SCn3分别表示供应链1、供应链2、供应链3。
从表中可知，当零售商共享信息后，除了上游供应商和分销商的订货量、供应商的库存增加之外，其他成员的订货量和库存在不同程度上都降低了。另外，三条供应链的平均订货量在原来的基础上分别增加了7.1%、5.3%、6.4%，平均库存量在原来的基础上分别降低了5.5%、24.3%、21.1%，即信息共享使整个供应链系统在原来的基础上，订货量平均增加6.26%、库存量平均降低16.97%，这对降低库存具有一定的作用。
4结论
根据本文对供应链的牛鞭效应进行定性分析与定量研究表明，模型中的时间变化对其它参量的影响不同，移动平均时间和库存调整时间与其它参量在一定范围内成负相关，而期望库存覆盖时间与其它参量在一定范围内成正相关，发货延迟时间对离自己最近的上游成员的影响最大，企业在一定程度上可以通过调整相应的时间来调节库存和订货量。
通过对有、无需求信息共享、如何共享的研究表明，当上游成员获得所有下游成员的需求信息时会使信息失真增大，只获取市场需求信息时较小;信息共享更有利于上游企业，对库存量的影响较为显著。对只向上游成员共享市场需求信息的情况进行扩展，研究表明，虽然供应链系统的订货量在原来的基础上增加，但库存量在原来的基础上降低了，并且对优先补货的供应链的效果更明显，这对降低库存具有一定的作用。本文只考虑了特定条件下市场需求策略，考虑多因素、随机的市场需求、以及更有效的信息共享方式是今后进一步研究的方向。
参考文献：
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假期延迟通知篇7
关键词：领导风格；延迟满足；科技人员；创新
中图分类号：C936文献标识码：a文章编号：0439-8114（2017）01-0196-05
Doi：10.14088/ki.issn0439-8114.2017.01.049
impactofDifferentLeadershipStyleontheinnovationofagriculturalScientistsandtechnicians：takingtheDelayedGratificationasintermediaryVariable
ZHanGLe，GonGChong，HUanGHeng
（CollegeofBusinessadministration，HuazhongagriculturalUniversity，wuhan430070，China）
abstract：theinnovationofagriculturalscientistsandtechniciansisthemotiveforceofagriculturaldevelopmentinChina，andtheleadershipstylehasanimportantinfluenceonit.theinnovationbehaviorsofagriculturalscientistsandtechniciansunderdifferentleadershipstylesweremainlydiscussed.throughtheempiricalinvestigationof500agriculturalscientistsandtechnicians，therelationshipbetweenleadershipstylesanddelayedgratification，theinnovationofscientificresearchwereanalyzed.Resultsshowedthat，differentleadershipstylewouldaffectdifferentinnovationbehaviorofscientistsandtechnicians，thetransformationalleadershipstylewouldbemorelikelytopromotetheoriginalityinnovationbehaviorofscientificresearchpersonnel，andtransactionalleadershipstylewouldbemorelikelytopromotetheimitativeinnovationbehaviorofscientificresearchpersonnel.Delayedgratificationistheintermediaryvariablebetweenleadershipstyleandtheinnovationofscientistsandtechnician.
Keywords：leadershipstyle；delayedgratification；scientistsandtechnician；innovation
随着农业经济的不断发展，持续的农业技术创新将成为中国农业发展的核心动力，农业科技创新受到了政府和社会的广泛关注。国家在2016年中央1号文件中指出，要强化农业科技创新推广，并加快培养农业科技人才。虽然近年来中国农业发展态势良好，但仍然受到自然灾害、环境污染、劳动力流失以及生产工具落后等不利因素的影响。为了实现中国农业持续而稳定的发展，科技创新是根本方法。农业科技人员作为农业科技创新的中坚力量，其创新成果对农业科技发展起着至关重要的作用，因此，研究农业科技人t创新行为的影响因素，领导激励的内在机制，建立有利于农业科技人员创新的组织氛围和环境，对促进农业科技人员创新有着重要意义。通过文献整理发现，目前关于领导风格对科技人员创新的内在影响机制研究并不多，已有文献主要集中于定性研究，并没有进行科学的实证分析。为此，通过对544名农业科技人员进行实证调查，研究了不同领导风格对农业科技人员创新行为的影响的内在机制。
1文献回顾
1.1领导风格――变革式和交易式
不同领导行为特点促成了不同的领导风格。Burns[1]首次把交易型领导和变革型领导区分开来，交易型领导着重于交换，而变革型领导主要由领导向下宣传组织的愿景和价值观，以此激发下属的过程。交易型领导关注的是员工对领导目标的认同与完成程度，着重强调领导与下属间的交换。领导会奖励员工晋升、报酬、荣誉等，同时员工要回报以对领导命令的服从以及对工作任务的完成，领导与成员之间实质上是一种契约式的交易。而变革型领导通过明确向组织成员传达组织目标与愿景，使下属意识到组织目标并唤起自觉的过程，强调的是领导者与员工的互相促进[2]。
农业科技人员的领导风格也可以大致分为两类：一类是以完成短期研究任务为中心的领导风格，即交易型科研领导；一类是以传达院校科研发展愿景，激发科研人员创新动力，建立长远目标的领导风格，即变革性科研领导。
1.2科研创新――原创式和模仿式
最常见的创新类型有两种：原创式创新与模仿式创新。原创式创新是指组织为了摆脱困境、寻求新的突破，而采取的一种大幅度、激进的创新行为[3]。模仿式创新是指为了改进现状，而采取的一种小幅度的、渐进的创新行为。虽然两种创新模式都能创造科研绩效，但二者的创新路径却不同。原创式创新具有积累性、长期性的特征，与模仿式创新相比，原创式创新的不确定性更高，由于可借鉴的已有成果更少，且大多原创性发现都来源于偶然的发现。然而并不是每个科研组织都能完全依靠自身进行原创式创新，尤其是刚刚起步或者科研实力相对较弱的领域，相当长的时间内，模仿式创新是科研绩效的主要途径。模仿式创新并非完全模仿，而是站在前人研究基础上的改进、完善与提高，具有风险小，收获快的优势。因此，原创式创新与模仿式创新二者各有利弊，同时又受到自身客观优势与环境状况影响，其中组织的领导风格便是重要的影响因素。本研究拟建立两种不同领导风格，并分析其对两种科研创新模式的影响，探究其中的影响机制。
2模型构建
综合前人研究结果，假设不同的领导风格会影响科技人员的创新行为，变革型领导风格影响科技人员的原创式创新，交易型领导风格影响科技人员的模仿式创新。领导风格对科技人员创新行为的影响是通过科技人员的延迟满足意愿这一中介变量来实现的。根据此思路提出了一个整体的研究模型（图1）。
2.1领导风格对科技人员创新的影响
在农业科技人员的工作中，领导对其创新行为的影响是非常显著的。基于马斯洛需求层次理论，交易型领导强调满足低层次的需求，如环境、安全和生理等方面的自我利益，Yan等[4]在研究中提到交易型领导与变革型领导的区别是交易型领导更注重用理性和经济的手段去监督和控制下属，把奖励建立在即时、短期绩效的基础上；而变革型领导更倾向于激励员工和关心员工，把奖励建立在长期绩效的基础上。变革型领导不仅仅指导员工实现低层次的需求和利益，同时鼓励员工实现尊重等高层次的需求和利益。Versa等[5]也通过研究证实变革型领导者主要通过对员工进行智力激发来推动整个组织的变革与进步，变革型领导者不断鼓励员工在工作中提出新想法和新建议，并采纳这些新想法运用于组织目标的实现过程。两种领导风格都会影响组织创新，然而二者作用机制及作用结果并不相同。因此，提出以下假设：
H1a：变革型领导风格对科技人员的原创式创新存在显著的直接影响
H1b：交易型领导风格对科技人员的模仿式创新存在显著的直接影响
2.2领导风格对延迟满足的影响
延迟满足是指个体为更有价值的长远结果而主动放弃当前即时满足的利益的一种抉择倾向，以及在整个等待过程中所展现出的自我控制能力[6]。实证研究表明，农业科技人员的延迟满足行为并不全部有个体的延迟满足特质决定[7]。Callan等[8]研究发现，当人们有一种“付出必有收获”的观念（或者类似“善有善报，恶有恶报”的观念），但是如果这种观念一旦受到威胁时，比如“付出并不一定能有回报”的事情发生，人们就会倾向于选择即时满足而非延迟满足。piccolo等[9]指出员工的工资水平、晋升渠道和福利待遇等奖励主要是由领导者决定。因此，能否为了未来的收获或成功而做出延迟满足行为不仅仅由员工个人特质决定，而且同时受到领导是否能及时给予他们应得的回报决定。基于这些理论和前人的研究，提出以下假设：
H2a：变革型领导风格对科技人员的延迟满足有显著影响
H2b：交易型领导风格对科技人员的延迟满足有显著影响
2.3延迟满足对科技人员创新行为的作用
国内外学者对延迟满足和创新之间直接关系的研究并不多，只有部分涉及。miller等[10]通过实证研究发现，延迟满足能力强的员工在工作中取得的成绩比延迟满足能力弱的员工取得的成绩更突出和优秀。国内相关的研究也证实了这一点，认为延迟满足对个体的工作有着积极的影响。结合已有研究，具有延迟满足倾向的农业科技人员会有更强的组织承诺、更多的工作投入、愿意付出更多的努力与行动以获取更长远的成功。因此提出以下假设：
H3a：科技人员的延迟满足对科技人员原创式创新有显著影响
H3b：科技人员的延迟满足对科技人员模仿式创新有显著影响
3数据来源与信效度检验
3.1数据来源
课题组在2013年6月进行了较大规模的农业科技人员自我价值观和创新能力的调查。共向华中农业大学的青年教师发放600份问卷，回收有效问卷544份，有效回收率为90.7%。领导风格量、延迟满足表是参考已有国内外的成熟量表基础上，考量农业科技人员的实际情况进行相应修正后得到的。农业科技人t的模仿式创新的测量只用1个问项，即“在学术研究中，您很擅长模仿式创新”。农业科技人员的原创式创新的测量也只用1个问项，即“在学术研究中，您很擅长原创式创新”。以上所有问项都采用Likert5级量表进行测量（1分代表完全不同意，5分代表完全同意）。其中，农业科技人员的短期学术能力建设采用反向计分的方式收集数据。
3.2信度和效度检验
领导风格、延迟满足和的Cronbach’sα系数：领导风格为0.793，延迟满足为0.757，原创式创新和模仿式创新都是单一指标测量，问卷的整体信度为0.758。各量表的信度及整体信度都达到了要求。
本研究主要运用因子分析来衡量量表的结构效度，分别对领导风格、延迟满足量表进行因子分析。以上两个量表的Kmo值大于0.7，p
领导风格的公共因子的命名和解释。公共因子1包含了个9条目，基本指向领导强调给农业科技人员更高层次的需求，用终极价值来引导科技人员，用终极价值来引导下属，使科技人员的目标与组织的目标相一致，同时希望科技人员能不断超越领导的期望，将其归于“变革型领导风格”。公共因子2包含了9个条目，基本指向领导向农业科技人员明确自己的任务要求，需要做什么以及相应的规则制度，领导通过奖酬的即时交换来影响下属，将其归于“交易型领导风格”。
4结果与分析
4.1领导风格对农业科技人员创新行为影响的检验
假设1主要探讨不同领导风格对农业科技人员的创新行为的影响。为了检验H1a和H1b，以农业科技人员创新为因变量，以领导风格为前置变量，进行回归分析，回归结果见表2。根据回归分析结果，变革型领导风格对农业科技人员的原创式创新回归显著，t=111.90，Sig.=0.000，标准化回归系数（0.145）为正，这表示当领导风格趋向于变革型领导风格时，农业科技人员就越可能进行原创式创新行为，假设1a得到验证。交易型领导风格对农业科技人员的模仿式创新的回归显著，t=70.733，Sig.=0.000，标准化回归系数（0.189）为正，这表示当领导风格趋向于交易型领导风格时，农业科技人员就越可能进行模仿式创新行为，假设1b得到验证。
4.2农业科技人员延迟满足的中介作用检验
为了进一步分析延迟满足在领导风格和科研创新之间的中介作用，借鉴Baron和Kenny的中介检验法进行检验。具体的检验步骤为：首先求得中介变量在自变量上的回归；然后求得因变量在自变量上的回归；最后求因变量在中介变量上的回归（含自变量）。衡量中介作用存在的标准为：自变量显著影响中介变量和因变量，中介变量显著影响因变量，同时自变量对因变量的影响减弱。如果自变量对因变量的影响因为中介变量减弱但不显著时，则存在完全中介，反之则为部分中介[11]。
按照上述理论步骤进行延迟满足的中介效应检验，结果如表3所示。
从表3中可以看出，变革型领导风格对农业科技人员的延迟满足影响显著（β=0.234，p
交易型领导风格对农业科技人员的延迟满足影响显著（β=0.133，p
5结论与建议
5.1不同领导风格促进农业科技人员创新
根据实证研究结果，领导风格对农业科技人员的创新有着非常显著的影响。变革型领导注重给予科技人员人文关怀，激发科技人员的热情与自信，使科技人员感到组织的肯定和尊重，引导科技人员寻求更高层次的价值回报，将组织目标与科技人员的目标相结合。由于变革型领导对科技人员的激励是深入内心而且长远的，促使科技人员追求更高更具挑战性的目标，所以科技人员的创新行为就会更多的表现为一种原创性的创新。而交易型领导风格主要使农业科技人员清楚自己的责任和工作，并给予科技人员相应的报酬，这是领导与科技人员之间的“交换”。同时交易型的领导通常采用事先告知科技人员目标，工作完成后给予相当的报酬，这会促进科技人员进行创新以获得相应的回报。但是，交易型领导对科技人员的激励是一种短期的、利益性的，领导的这种“交易”行为容易促使科技人员更关注短期效益而非长期效益，更容易促使农业科技人员进行一种快速的模仿性的创新。
在实际的管理中，无论是变革型领导还是交易型领导都有其各自的优缺点，各自适应不同的管理目标。变革型领导主要有助于组织变革和文化改革，而交易型领导能够给予员工足够安全感。
5.2领导风格与延迟满足的关系
根据实证研究结果，领导风格对科技人员的延t满足有显著影响。科技人员的延迟满足不仅受到个人特质的影响，同时也会受到领导风格的外在引导。变革型领导对科技人员进行一种内在激励，让科技人员认同组织目标和愿景，更关注远期的目标，重视长远利益，放弃暂时的娱乐和短期的回报，更愿意采取延迟满足的行为方式。而交易型领导风格中，领导和科技人员的关系式相互依赖，双方关系类似一种“交换”关系，领导许诺未来的预期回报，因而科技人员会受到这种未来预期回报的影响而选择延迟满足的行为方式。
因此，建议在对科技人员的培训和管理中，着重提升科技人员的延迟满足倾向。
5.3延迟满足倾向对科研创新的影响
根据实验研究结果，科技人员的延迟满足对其科研创新有显著影响。延迟满足主要指人们为了更好的完成工作、获得更多的利益、实现更高的目标等一系列长远的结果，而愿意放弃现在的休息、娱乐或者短期利益的一种自我控制[12]。选择延迟满足行为的科技人员会为了获取长远的成功而不断进行创新。延迟满足可以帮助科技人员进行长远的工作规划，克服眼前即时满足的诱惑，为了更高的科研创新目标而进行有效的自我管理，用科研创新来实现长远的科研愿景。
对于农业科技人员来说，延迟满足会促进他们更多的工作投入，奉献更多的精力在自己的科学研究中，并且能够投入较多的专注。这种对工作的热爱能够有效激励农业科技人员进行科研创新。延迟满足倾向的个体能够更多地将自己的行为指向未来，努力积极对待自己的工作，因此获得回报更多，感受到更多的公平。农业科技人员的延迟满足将会促使他们在科学研究时力争做到尽善尽美和锐意创新。
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假期延迟通知篇8
一.双方权利及义务
甲方:
1提供课时课程学时的培训。
2对教师进行上岗前培训。
3选取配套教材。
4提供教学场地及配备相应教学设施:
5为学员提供教学辅导及实时沟通.a每周提供英语周刊;BmSn在线辅导,e-mail沟通;C定期手机短信交流;D举
办沙龙活动等。
乙方:
1.尊敬老师,不问涉及个人隐私的问题。
2.不迟到，不早退，不旷课。
3遵守课堂纪律,上课专心听讲,做到课前预习,课后复习。
4上课时间不可在教室或走出教室接听手机。（老师有权对影响他人的学员作出处理）。
5按时、按质、按量完成老师布置的作业,消化吸收周刊中的精华。
6按时参加沙龙及学习小组活动。
7爱护公物，损坏公物要照价赔偿。
二.报名及测试
1为保证质量，一电通将在学员就读前对学员进行测评,学员就读的级别由测试结果决定。如学员对测试结果有异议，最迟须于开班前提出，但最终决定权在一电通。一旦定下级别，不可随意更改。
2测试成绩在6个月内有效。若学员于6个月后就读，须重新测试。
3学生登记“学员注册表”时须详细、准确填写联系方式，以便一电通能及时通知开课或传递其它重要信息。如学员所留信息不完整或错误，以至无法及时联络，一电通恕不负责。
三缴付学费
1学员须于确定报读当日缴清所有费用.如学员未按规定期限缴付费用，不可享受一电通规定的优惠。凡是经户外活动所发生的费用，一电通视具体情况收醛
2已注册缴清费用的学员，请务必保留原始单据，并凭单据领取教材及报到上课。
四退学
1开课4个课时内学员要求退学，经一电通审批后可办理相关手续。一电通扣除该学员已上课费用和手续费人民币元,
教材费和磁带费视具体情况而定。退学学员需退还单据，若单据遗失，须承担所开单据金额的税费。
2正式开课4个课时后学员要求退学，一电通一律不予办理。但学员可将其学位转给他人，接受转学位者必须经过测试
并由一电通安排到相应的班级，费用视具体情况而定。学位只能转让一次。
五延期
1如学员于正式开课前突然决定更改上课时间，须提前至少3日与一电通协商，一电通将尽可能为其安排另外的上课时间，
但不保证必定能作出有关安排。
2在正式开课后，如学员确有特殊原因要求延期上课，该学员必须提前一周交书面报告给班主任报一电通领导审批。学员必须在延期后的半年内复课，复课时必须缴纳人民币元作为学位占用费。如半年内一电通无相应班级，恕不另行安排，也不退费。
六缺课
1学员如因要事请假，必须提前两天以电邮形式通知一电通，未提前请假，则按照旷课处理。若学员在一个阶段内累计请假/旷课超过次，所报读期内不可获得证书。
2学员因个人原因所缺课程,一电通不予单另补课、退费和转费续读。
3学员上课时不得无故迟到。为免影响其他学员学习，老师有权拒绝迟到超过15分钟的学员进入教室上课。
七考试及证书
课程结束前将进行考试，一电通向考试通过者颁发的结业证书。未通过考试者,如出勤率达90%以上,一电通可免费为其提供再次学习其报读课程的机会
八因不可抗力而导致的停课，一电通一律不予补课或作出其它补偿。
九本协议的最终解释权在一电通实业英美教育咨询，协议在双方签署之后即告生效。
一电通:一电通实业英美教育咨询（盖章）学员签名:
经办人签名:联系电话：
假期延迟通知篇9
致：
鉴于当前新型冠状病毒肺炎疫情防控形势，根据国家、省、市关于突发公共卫生事件Ⅰ级应急响应通知和《关于建筑施工工地延期复工的通知》中防止疫情在建筑工地出现、扩散和蔓延的相关规定，公司经研究决定：
1、为配合国家、政府管控措施、阻断疫情进一步传播，我公司
(项目名称)暂定于延至2月10日(正月十七，周一)开工。
2、开工日之前我公司相关人员保持手机及网络畅通，若遇较为紧急的项目事宜，贵方可通过电话、微信、微信群组等方式及时沟通。
3、为尽量减少延迟开工带来的影响，我司将按照相关政策要求做好疫情宣传工作，争取及时掌握进入工地人员的动向和身体状况、努力让相关人员掌握防控常识、提高防控意识。
4、因疫情防控导致的工期延误属于不可抗力，鉴于疫情防控具有一定的不确定性，若后续国家、地方政策有进一步调整，公司会做出相应的调整和通知。
对因此给各位客户及合作伙伴造成的不便，我司深表歉意，也感谢各位客户及合作伙伴的信赖，后续公司会秉持社会责任感竭力开展好相关工作。
特此报告!
公司
假期延迟通知篇10
论文关键词：空间计量,制度变迁,空间外溢,区域经济增长
一、引言
改革开放以来，浙江省一直是中国区域经济增长速度最快、经济发展水平最高的省份之一。然而，随着经济的快速增长，浙江省内部各县级市的差异也日渐增大，贫富差距不仅带来社会问题，也影响到区域经济的持续发展。
国内外学者一般从三个方面来分析浙江省的经济增长和省内区域经济增长的差异。（1）经济增长理论。刘亚军（2007）利用1978-2004的资料，使用C-D生产函数，对浙江省的经济增长进行研究。发现浙江省的经济增长与新兴工业化国家的增长轨迹相同，主要是通过资源配置静态化的结果。杨立峰（2007）利用主成分分析法，对浙江省区域经济差异的要素进行分解，认为第二产业的发展差异是区域经济差异的主要因素。（2）制度学派。这一学派以产权理论和交易成本为基础，认为制度（及变迁）是经济增长的决定因素，能够提供投资激励的社会，将会比其他社会更加富裕。陈斌（2008）利用1987-2005的统计数据，来衡量制度因素对经济增长的贡献，实证结果发现，在长期，制度因素对经济增长的影响相当显著，制度每增加一个百分点，能够带动浙江经济增长0.915个百分点。（3）以Fujita、Krugman为首的新经济地理学。这一学派强调地理区位因素对经济发展过程的作用和影响。他们认为区域间经济行为的空间交互作用会影响经济增长，邻近地区会互相影响而带动整个区域的经济发展。这一方面的文献一般是以中国省级或地市级的区域为分析对象。Ying（2003）运用空间计量经济方法研究了1978至1998年各省区的经济增长。实证结果发现，中国省域之间的经济增长存在空间聚集的现象，且呈现出极化过程（polarizingprocess），沿海核心经济区与经济区的差异会逐渐变大；随着市场化的演进，要素流动、转移支付以及技术扩散，会带来更多的外溢效果，使得劳动与资本的边际生产力得以改善。林光平等（2005）采用空间计量模型研究28个省市1978-2002年的人均GDp的收敛问题，发现中国省区人均收入存在收敛性，但收敛速度正在减缓中。Yuandwei（2008）使用空间统计方法，探讨大北京地区（包含北京市、天津市以及河北省共170个县级市）的人均所得的空间集聚形态以及区域经济发展机制。结果发现中心—发展模式经过改革，南北地区的差距正在减弱。
通过文献回顾可以看出，以往分析区域经济增长差异的影响因素主要是以省级或者地市级为研究单位进行实证分析，缺乏更加细致的空间单位如县级层次的分析，其不足之处在于，一方面，空间单位（面积）太大，无法反应更加细致的空间现象；另一方面，使用地级市的样本太少，估计出来的回归系数难具一致性和有效性。而且目前应用空间计量方法研究中国区域经济增长的文献并不多。因此本文以浙江省69个县级城市的资料为例，使用空间计量模型，并综合制度因素对经济增长的影响，分析浙江省县域水平层次上的区域增长差异的影响因素，研究结论可为地方政府在促进省内各区域的协调和持续发展方面提供借鉴和建议。
二、研究假说和模型方法
（一）研究假说
根据文献整理，本文提出以下三个研究假说。
H1：内生增长假说
根据内生增长理论，以人力资本为核心的技术进步，是经济能够长期持续增长的关键因素。因此，本文预期人力资本较多的县市将会有较高的人均收入。
H2：制度变迁假说
根据制度变迁理论，制度是经济增长的重要因素，制度变迁会促进经济增长，能够提供投资激励的制度的县市将会比其他没有投资激励机制的县市更加富裕。因此，本研究预期民营经济越发达的县市、对外开放程度越大的县市其人均收入将会越高。
H3：空间外溢假说
许多实证研究发现，区域之间存在明显的政策模仿和制度的空间外溢作用。亦即区域的经济增长不仅会受自身总条件的影响，邻近区域的经济表现同样是重要因素。因此，本研究预期邻近县市的增长会影响本县市的人均收入水平。
（二）模型方法
传统区域经济分析方法是在假设样本（县市）之间互相独立的情况下，建立模型进行实证分析。然而，社会经济发展具有空间依赖性，因此传统的计量方法无法真正反映区域内部的经济发展上的空间自相关（spatialautocorrelation）和空间异质性（spatialheterogeneity）。
空间计量经济学处理的是如何将空间效应，即空间异质性和空间自相关，纳入模型内进行分析。前者可以利用区域虚拟变量，将研究范围划分为若干个区域，再分别估计每个区域里的回归系数。后者则是在空间模型中加入误差项和因变量的延迟项。因此空间计量的两种基本模型可分为空间误差模型（Spatialerrormodel，Sem）和空间延迟模型（SpatialLagmodel，SLm），分别介绍如下。
1.空间误差模型（Sem）
空间误差依赖（SpatialerrorDependence）是干扰项，它表示空间自相关存在于误差项中（Lim，2003）。
空间误差模型就是用来处理“干扰项的空间自相关”。将空间自相关设定在误差项，消除因空间自相关所造成的干扰，使得估计到的回归系数更加准确。模型如下（anselin，1988）：
其中，为的被解释变量向量；为解释变量矩阵；为的传统解释变量的回归系数向量；为误差项，修正后可以表示如下：
，
其中，为空间自回归系数；为空间权重矩阵；为的修正误差向量。
2．空间延迟模型（SLm）
空间延迟依赖（SpatialLagDependence）认为空间自相关存在于空间延迟变量中，即除了传统自变量外，在模型内另外引入邻近地区因变量的观察值来呈现空间自相关的影响。空间延迟模型就是用来处理“实质性的空间自相关”，将空间自相关设定在因变量的延迟项，消除因空间自相关造成的干扰。模型为（anselin，1988）：
，
其中为的被解释变量向量；为解释变量矩阵；为的传统解释变量的回归系数向量；为空间权重矩阵；空间延迟，为空间自回归系数。
由于空间数据可能存在自相关，此时不宜采用。anselin（1988）建议使用最大概似法（mL）或一般动差估计法（Gmm）。本文使用mL进行回归系数估计。
三、资料来源与变量选取
本研究的资料来源于《浙江省统计年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》等2008年的统计数据，研究对象为浙江省的69个县级市，共345个样本值。选取的有关变量定义如下。
（一）因变量—人均收入（Y）
人均收入为各县市的GDp除以各县市的总人口。这里使用自然对数表示经济增长，单位人民币。
（二）自变量
1．内生增长变量
（1）资本存量（K）。资本存量数据参考张军等（2004）对中国资本的估计方式，设定资本存量如下：。其中、分别为期、期资本存量，利用全社会资本估计固定资产衡量；为折旧率，假设为；为期固定资本形成总额。
（2）人力资本。本研究参考Ying（2003）的说明，以浙江省各县市人均科学及教育投资（R&D）以及专业技术人员占总就业人员比例（pH）两个变量表示区域人力资本存量。
2．制度变量
对制度因素的估计而言，大部分学者以非国有化率、市场化程度、国家财政收入占GDp的比重以及对外开放程度等四个指标，来衡量中国的制度变迁。本研究以私营企业员工占整个就业人数的比例（ne）和外国投资（Fi）两个变量标识区域制度变量，分析浙江省的经济环境是否有利于经济增长。
（三）空间权重矩阵的设定
由于要考察空间邻近性是否影响经济增长，在此对邻近关系进行定义，将空间权重矩阵设定如下。
1．邻接关系
多数实证研究一般根据行政区的相邻性（Contiguity）定义邻接关系。设定两空间单位若为共同边或者共同点的情况互为邻居，当相邻层级为1时，表示两空间单位边界接壤，用wQ1表示。当相邻层级为n时，表示两个空间单位之间相隔n-1个空间单位。如wQ2表示间隔在一个空间单位内的行政区域，都有邻接关系。
2．距离关系
为避免因为岛屿或者其他因素，使得某一行政区域没有邻居的情况，需要以行政单位之间的距离定义邻接关系。如果两个空间单位的距离在一个门槛值之内，则表示互为邻居。可用wd50、wd100等表示。例如wd50表示若某一单位距离目标空间单位在50公里内，则该空间单位与目标空间单位有邻接关系。
四、实证分析
本研究针对浙江省县域经济增长聚集以及差异的成因，利用2008年的横截面数据，分别用传统回归模型（oLS）、空间延迟模型（SLm）和空间误差模型（Sem），进行实证分析。
（一）最小二乘法（oLS）估计结果分析
首先，我们利用浙江省2008年的横截面资料，对其区域经济增长进行实证分析，利用传统的oLS回归模型检验内生增长假说与制度增长假说，模型如下：
首先验证模型是否存在多重共线性问题。表1为各自变量的变异系数膨胀系数（ViF），可以看出各自变量的ViF值均不高，说明本模型不存在多重共线性问题。
表1：变异系数膨胀系数（ViF）
变量
ViF
资本存量（自然对数）
2.12
人均R&D（自然对数）
1.57
专业技术人员比例
1.42
私营企业员工比例
1.4
外国投资（自然对数）
1.22
meanViF
1.54
（二）空间回归模型
以下，我们想了解各地区的人均收入差异是否已经获得充分的解释。表1第一栏下方为模型1的空间诊断，诊断结果发现moran’si值显著大于0，说明残差非随机分布，仍具有显著的空间自相关，意味着内生增长和制度增长因素并未完全解释各县市人均收入的差异，oLS估计出的结果有可能不具有一致性和有效性。我们有必要进一步建立空间回归模型进行实证分析。
从空间诊断结果可知，Lmlag值大于Lmerr值，且显著性水平为1%，说明残差的空间按变异为实质性的空间自相关，因此我们在模型的选择上以空间延迟模型（SLm）为好。此外，wd50为空间权重的Lmlag大于wQ1，所以使用wd50为空间权重矩阵建立空间延迟模型。模型如下：
表2第二栏为空间延迟模型的估计结果，除了本身的宏观经济条件外，又加入了邻近县市的经济状况。可以发现，在考虑了实质性空间自相关之后，模型的整体解释能力大大增强，SLm的值大于oLS模型，aiC值和SC值也小于oLS。此外，残差的moran’si值也未达到统计显著性，说明SLm的残差已接近于随机分布形态。
自变量中，资本存量的系数与oLS结果相同，而人力资本变量的系数也显著性大于0，符合我们的预期。制度变量中，外国投资系数显著性大于0，说明一个县市的对外开放程度越高，越能提升自身的经济增长；私人企业员工比例不具有统计显著性，说明该变量对各个县市的增长没有明显的贡献。
最后，空间延迟变量具有5%的显著性，表示在控制了传统经济变量后，一个县市的经济增长会受到邻近县市的影响，并呈现显著的正相关关系，靠近高人均收入的县市将有助于本县市人均收入的提高，反之则反是，存在“近朱者赤，近墨者黑”现象。此外，控制了空间延迟变量之后，各变量系数的绝对值与oLS相比均有下降，表示oLS低估了空间外溢对经济增长的影响，符合我们的预期，支持空间外溢假说。
基于比较的目的，我们仍然估计了空间误差模型。模型如下：
表2第三栏是空间误差模型（Sem）的估计结果。以往文献使用空间误差模型的主要原因在于模型设定的错误，如遗漏了重要的变量等，使得具有空间相关性的解释变量没有纳入模型，故将空间自相关设定于误差项，以修正空间自相关对区域经济增长的影响。从表中可以看出，在加入了干扰式空间自相关变量后，空间误差系数并不显著，解释变量系数的大小和符号也与空间延迟模型相似，且模型的整体解释能力小于空间延迟模型，说明使用空间延迟模型更为合适。
表2：三种回归模型的横截面实证分析结果（2008年）
变量
oLS（模型1）
SLm（模型2）
Sem（模型3）
常数项
4.2045***
(0.7285)
2.5685***
(0.986)
4.656***
(0.697)
资本存量（自然对数）
0.1887***
(0.0586)
0.1991***
(0.0534)
0.1900***
(0.0536)
人均R&D（自然对数）
0.6984***
(0.1273)
0.6471***
(0.1160)
0.625***
(0.1214)
专业技术员工比例
0.1991**
(0.1128)
0.1990*
(0.1026)
0.2035*
(0.1081)
私营企业员工比例
-0.194
(0.4255)
-0.0976
(0.3870)
-0.082
(0.4153)
外国投资（自然对数）
0.0756***
(0.0205)
0.0533***
(0.0207)
0.0732***
(0.0203)
空间延迟wd50
0.2057
(0.0833)
空间误差wd50
0.2113
(0.1383)
adjustedR-squared
0.7827
0.8179
0.806
aiC
17.817
13.8195
16.2052
SC
31.2216
29.4583
29.61
observations
69
69
69
空间诊断
空间权重矩阵
wQ1
wd50
wd50
wd50
moran’si
2.086**
1.47*
-0.0322
0.002
Lmerr
2.67*
1.19
Lmlag