动力工程影响因子篇1
一、水利水电工程对环境的影响
众所周知，大型的水利水电工程对周围的气候、水环境、土壤和动植物产生的影响是十分严重的，如果不采取一定的防范措施很容易破坏当地的生态平衡，下面分别介绍水利水电工程对上述的主要影响。1.对气候的影响影响气候的主要因素是自然环境，但是人类的活动也会不同程度地影响气候，水利水电工程例如水库、湿地等，会影响地方性的小气候，从而对当地的大气产生一定影响，主要表现在气温、降雨等方面。2.对水资源的影响大型水库的修建使原本流动的水停留在水库中，因此会对水体造成影响。其主要表现在：非汛期的水库截留容易使下游水位产生大幅度低下降，严重时可能会造成断流，这样就会降低下游水的自净能力，使下游的河水逐步恶化；此外，水电站的修建，使得原本的水流量增大，也会影响河道水位的变化，影响航运等水上交通。3.对土壤的影响水利水电工程中大型水库、发电站的修建，会引起土壤的沼泽化、盐碱化，致使土壤的肥力下降，影响原本农作物的生长；由于水利水电工程对水环境的影响，导致水位忽高忽低，一旦水位过高，土壤就会过分湿润，会导致农作物的根系呼吸困难，产生衰败。4.对动植物的影响对水环境、土壤等的直接影响也会间接对动植物产生一定的影响，例如，水体的恶化会严重影响水中动物和植物的总体种类和具体的分布结构。一般情况来说，大型水库建完的一定时期内，会导致水库覆盖的区域内的植被大面的死亡，严重时可能会导致附近水体的污染。
二、水利水电工程环境影响综合后评价方法
之所以进行环境影响综合后评价，就是要对水资源、气候、土壤以及动植物等的影响程度进行分析和评价，并据此制定相应的预防措施，起到保护环境的目的。1.影响识别对水利水电工程可能影响的环境因子进行识别，首先要综合了解工程竣工运行的特征，以此为基础做好相应的调查和文字描述；其次，根据调查的结果，结合水利水电工程项目的概况、特性进行工程分析；第三，用清单法或矩阵法将影响的环境因子列出来进行综合分析；第四，对影响较大的因子或经过分析不明确的因子进行影响监测。2.影响监测影响监测是对影响环境因子的变化进行监测。工程竣工并运行后，实时监测记录运行每一阶段的水温、水文、水位、地下水土壤的酸碱性、土壤含水量、土壤化学性质以及下游河道的淤积变化等指标，最大限度地使每一时期的记录值都是真实、准确的，而后通过具体模型的分析和计算找出引起环境变化的具体环境因子；我们在实践工作中一般采用的定量方法主要由以下几种：数学模型计算，特征指标或经验公式，调查和度量，以分析水文、水力情势变化引起的影响等。3.影响评价影响评价的主要内容是研究工程对每个因子产生的影响和对对环境质量的改变，并对其中产生的不良影响提出相应的解决措施，通过有效的计算得出对应的投资，和产生的效益关系,最终目的是研究环境改变是否有利。主要的影响评价方法有：修建与不修建工程情况下的各环境指标对比法,以确定环境质量的变化，研究各项目因子的影响能否接受。4.综合评价综合评价主要是通过对每个环境因子进行系统化判断其对整体环境影响的总指标，进而来分析工程对环境影响的好坏程度，对整个工程进行最终评价；就目前的综合评价法来说可以从四个方面进行分析：环境评价系统、多目标分析和投资、效益分析等方法。综合各时期数据,详细论证工程对环境的影响,并针对出现的问题提出有关改善措施。
三、结语
动力工程影响因子篇2
1研究区概况与研究方法
1.1研究区概况中山市位于广东省中南部，22°11′n-22°47′n、113°09′e-113°46′e之间，属亚热带季风气候，雨量充沛、太阳辐射能量丰富。市域总面积1859km2，下辖1个部级火炬高技术产业开发区、5个街道办事处、18个镇，常住人口314.23万。中山市多年保持广东省第五的经济总量，2012年GDp为2441.04亿元，其中工业增加值高达1291.47亿元。中山市有着较为发达的水系，其主要水源为处于珠江三角洲河网区下游经过中山市境内的磨刀门、横门、洪奇沥三大水道。此外，还有桂州水道、黄埔水道、黄沙沥等横贯沟通，形成纵横交错的河网地带。由于近年来中山市经济快速发展，工业突飞猛进，外来人口大量聚集，水资源需求持续增加，导致水资源短缺与水供需矛盾加剧。当前中山市水资源问题主要体现在：①人口增加及城市化进程加大生活用水需求；②工业生产（含火电工业）用水较大且回用率较低；③入河CoD总量增加，导致水质性缺水问题严重，对经济发展造成影响。
1.2研究方法系统动力学（SystemDynamics，简称SD）是Forrester于1956年提出，综合应用控制论、信息论和决策论等有关理论与方法，融合结构与功能、物质与信息、科学与经验于一体，起初主要应用于工业企业管理问题研究，而后研究对象扩展至城市社会与世界范围等巨系统[17-21]。适合处理高阶次、非线性、多重反馈、复杂时变的系统问题，是研究复杂系统运动规律的理想方法[22]。SD本质为具有时滞的一阶微分方程，描述系统各状态变量的变化率对各状态变量或特定输入的依存关系，根据实际系统的情况和研究需要，将变化率分解为若干流量的描述，使系统概念更加明确。在模型中，流率方程式为主干，描述状态变量（流位）的变化规律，实际上流率方程是以欧拉法数值积分表示，其一般形式为。公式（2）的物理意义为流位的导数等于入流率和岀流率的代数和。显然系统动力学模型是由上述向量方程确定的一阶微分方程组[23]。系统动力学通过定性与定量相结合，系统整体思考与分析、推理与综合相结合的方式来研究系统问题，它作为现代科学决策和预测的有效工具，被广泛应用于区域宏观发展战略的决策研究，被誉为“战略与策略的实验室”[24]。
2水资源供需系统模型构建
2.1系统结构分析水利部部长陈雷指出：“为解决我国日益复杂的水资源问题，需实行最严格水资源管理制度，大力推行水资源管理从供水管理向需水管理转变”。当水资源供水不足，通过控制需水来调节各产业水量分配尤为重要。水资源系统主要由供水子系统、需水子系统、经济子系统、人口子系统及环境子系统构成，每个子系统皆为诸多因素交互作用的结果，通过各个子系统之间变量的相互影响和制约关系共同构成水资源系统的多重循环反馈关系。各子系统结构关系如图1所示。根据对水资源系统内部相关变量制约因素分析，得出具有多重反馈的因果关系结构，主要反馈回路如下：（1）供需缺口＋缺水程度－GDp＋工业增加值＋工业需水量＋二产需水量＋需水总量＋供需缺口；（2）供需缺口＋缺水程度－人口＋生活需水量＋需水总量＋供需缺口；（3）供需缺口＋缺水程度－GDp＋建筑业增加值＋建筑业需水量＋二产需水量＋需水总量＋供需缺口；（4）供需缺口＋缺水程度－城镇生态需水量＋需水总量＋供需缺口；（5）供需缺口＋缺水程度－一产需水量＋需水总量＋供需缺口；（6）供需缺口＋缺水程度－GDp＋工业增加值＋工业需水量＋工业污水排放量＋总污水排放量＋污水回用量＋供水总量－供需缺口；（7）GDp＋工业增加值＋工业需水量＋工业污水排放量＋总污水排放量＋CoD排放总量＋总CoD入河量对经济的影响－GDp；（8）供水总量－供需缺口＋缺水程度－人口＋生活需水量＋生活污水排放量＋总污水排放量＋污水回用量＋供水总量；（9）供水总量－供需缺口＋缺水程度－人口＋生活需水量＋生活污水排放量＋总污水排放量－污水回用量＋供水总量。其中“＋”为正反馈（使系统增强或减弱的反馈），“－”为负反馈（使系统趋于稳定的反馈）；回路（6）、（8）极性为正，回路（1）、（2）、（3）、（4）、（5）、（7）、（9）极性为负。根据中山市现状发展情况，污水回用率只能保持不变或提高，势必会导致污水回用量因总污水排放量的变化而发生相对增加或减少，故回路（8）和（9）为同一反馈的两种极性。具体因果关系及反馈机制见图2。
2.2模型构建系统动力学模型的主要变量有4种：状态变量（L）、速率变量（R）、辅助变量（a）和常量（C），根据研究区域现状以及发展趋势，本模型设定模拟时间为2005-2030年，其中2005-2010年作为模型历史验证年份，基准年为2005年，时间间隔为1年。以系统动力学软件Vensim-pLe为平台建立水资源系统模型，模型流如图3所示。本文需要用到的主要变量方程为：（1）CoD排放总量=未经污水处理厂处理的CoD排放量+污水处理厂CoD排放量（kg）；（2）总CoD入河量对经济的影响=CoD排放总量×单位CoD排放量对经济的影响（万元/年）；（3）供水总量=污水回用量+调水量+iFtHeneLSe(用水总量限制标准大于等于供水能力，供水能力×可利用比例,用水总量限制标准（)万m3）；（4）需水总量=城镇生态美化需水量+生活需水量+经济需水量（万m3）；（5）水资源供需缺口=iFtHeneLSe(供水总量-需水总量≥0，0，需水总量-供水总量（)万m3）。
2.3模型有效性验证水资源SD模型建立后，为确保其仿真结果和实际系统相符，模型应用前需要对模型有效性进行检验。SD模型的检验方法一般分为4种：直观检验、运行检验、历史检验和灵敏度分析。其中直观检验和运行检验已在建模过程中实现，这里主要针对历史检验和灵敏度分析对模型进行有效性验证。（1）历史检验。本模型参数取值根据中山市2005-2010年统计年鉴、水资源公报中人口、经济、资源、环境数据以及中山市相关规划数据确定，通过状态方程、常数方程、表函数等建立各个状态变量、速率变量、辅助变量和常量之间的定量关系。对模型进行直观和运行检验，发现模型因果关系、单位均符合实际；对模型进行历史检验，将仿真计算出的总人口、GDp、工业需水量、农田需水量、生活需水量和人均GDp同2005-2010年的实际值进行对比验证，发现仿真值和历史值误差均小于10%（表1），说明模型具有较高的可信度[25]。（2）灵敏度分析。灵敏度分析是验证模型有效性的重要方法，一个稳定性好且有效的模型应具有较低的灵敏度[26]。灵敏度分析是通过调节模型中的参数，来分析参数变化对模型变量输出结果产生的影响[27]。本文采用灵敏度模型对系统灵敏度进行分析，其公式如下。因水资源系统中涉及较多参数和变量，只选取系统内较为关键的5个参数和6个变量根据其2005-2010年数据进行分析。每次变化其中一个参数（增加10%），分析其对6个变量的影响。根据公式（3）分别求出参数对每个变量的灵敏度，公式（4）分别计算各变量对某个参数的平均灵敏度，即该参数对系统模型的灵敏度。灵敏度分析结果见表2。由表2可知只有GDp增长率参数对系统的灵敏度达到10%，其余参数对系统灵敏度均低于4%，表明系统对参数的灵敏度较低，稳定性较强[26，29]。综合历史检验结果，该模型可以用于中山市实际系统模拟。
3水资源系统特征及其演变规律分析
3.1水资源系统特征分析通过分析制约因素，确定模型主要影响因子，对主要影响因子进行参数调节，分析比较不同影响因子变化对系统趋势影响的程度，明确影响水资源系统特征的主要驱动因子。贾绍凤等指出中国水资源的相对短缺及严峻的水污染形势已成为我国经济社会发展重要的制约因素[30-32]。本文模型主要制约因素有两个：总CoD入河量对经济的影响和缺水程度。图4表明总CoD入河量对经济的影响这一制约因素主要影响因子有工业污染排放系数、生活污染排放系数、污水集中处理率、GDp增长率、人口增长率和污水回用率，缺水程度制约因素主要影响因子有GDp增长率、人口增长率、污水回用率和用水总量限制标准。其中，用水总量限制标准为响应中央一号文件精神，广东省实行最严格水资源管理制度实施方案所下发的配额，本文不再对这一影响因子分析。为寻求对总CoD入河量对经济影响和缺水程度这两制约因素影响较大的因子，分别将各影响因子较常规参数值提高10%和降低10%，与常规值相比较，说明影响因子变化对制约因素的影响。表3和表4指出总CoD入河量对经济影响的主要驱动因子为工业污水排放系数、污水集中处理率和GDp增长率，影响幅度最高达15.08%；缺水程度的主要驱动因子为GDp增长率和污水回用率，影响幅度最高为2.65%。结果表明总CoD入河量对经济影响的驱动因子影响效果更为明显。
3.2水资源系统演变规律分析本文模型设定在其它各相关因子保持常规发展值不变的基础上，将污水集中处理率、GDp增长率和污水回用率三大主要驱动因子较常规值均分别提高5%、10%、15%和20%，而工业污水排放系数较常规值降低5%、10%、15%和20%，即均朝向有利方向发展。此外，另设综合调控（各驱动因子均做相同变化幅度）作为对比。以此得到不同幅度驱动因子下总CoD入河量对经济影响和缺水程度的变化规律，如图5和图6。从图5中可以看出CoD入河量对经济的影响随四大驱动因子改变均有明显下降趋势，且趋势大致相同。在变化幅度从5%到20%的过程中，各驱动因子造成的总CoD入河量对经济影响的程度均发生了不同程度的变化，其中污水集中处理率、工业污水排放系数和污水回用率带来的影响逐渐变大，而GDp增长率所来带的影响逐渐变小，综合调控和污水集中处理率带来的影响基本相同。各子图对比表明污水集中处理率驱动因子对总CoD入河量对经济影响这一制约因素下降的贡献率最大，工业污水排放系数次之，污水回用率和常规模式对CoD入河量对经济影响相当，而GDp增长率对总CoD入河量对经济影响的作用低于常规模式。这与缪应祺指出的城市污水集中处理是城市水环境保护的最后一道防线，直接关系到城市水环境安全相一致[33]。因此，在中山市发展过程中可以重点提高污水集中处理率和降低工业污水排放系数，以使经济快速健康发展。从图6可以看出从2017年开始中山市可能面临缺水问题，尤其是GDp增长率迅速增长的情况下缺水较为严重。当GDp增长率为5%时，缺水程度达到4.5%；GDp增长率为10%时，缺水程度达到7%；GDp增长率为15%时，缺水程度达到10%；GDp增长率为20%时，缺水程度达到13%。究其原因，伴随着GDp增长，高需水产业诸如火电、染布业用水需求大量增加，导致供不应求。综合调控同GDp增长率对缺水程度影响基本相同，表明污水集中处理率和工业污水排放系数随着变化幅度提高，对缺水程度影响不大，基本保持在略高于常规模式且没有发生重大变化。而污水回用率的提高，相应缺水程度较常规和其它驱动因子作用下有明显下降趋势，与周彤和周勤提出的污水回用是解决城市缺水的有效途径一致[34，35]。因此，在追求经济发展的同时提高污水回用率，对有效避免中山市未来缺水情况的发生有积极意义。
4结论
动力工程影响因子篇3
关键词：试油压液裂返排抽汲深度
【分类号】：tF76
试油的主要目的之一是求取试油层的产能，而常规试油过程中油井产量的影响因素大致可以分为地层物性参数和现场施工两大类。本文将结合近年来常规试油的实际生产情况，分析试油施工过程中影响油井的产量的因素。
试油时间一般不是很长，另外对于低渗储层，压力传导非常慢，试油求产过程中压力波动传不到边界，此时可将储层看作无限大；试油过程均采用定深抽汲的方法，由于抽汲深度固定，相当于井底流压不变，因此求产过程可看作是定压生产过程。基于以上两点，可以做以下假设：外边缘处有充足的液源供给的一水平、等厚和均质的圆形油藏中心的一口直井，平面径向流入井底。其产量公式：q=（pe-pw）
式中：q-油井产量，m3/d；Re-供给半径，m；Rw-井眼半径，m；pe-供给边界外压力，mpa；pw-井底压力，mpa；K-有效渗透率，um3；u-流体在地层条件下的粘度，10-3pa・s；h-有效厚度，m。
从公式中看出，流动系数、供给半径、井眼半径和生产压差对产量大小有决定性影响。对一口钻好的试油井来说，流动系数、供给半径和井眼半径的影响是确定因素，惟有生产压差是一个变量。它的变化决定了产量变化，这里将从影响常规抽汲试油的生产压差的因素入手，分析常规抽汲试油过程中影响生产产量的主要因素。
1影响产量的因素
1.1压裂液的及时返排
从公式中看出，流动系数、供给半径、井眼半径和生产压差对产量大小有决定性影响。对一口钻好的试油井来说，流动系数、供给半径和井眼半径的影响是确定因素，惟有生产压差是一个变量。它的变化决定了产量变化，这里将从影响常规抽汲试油的生产压差的因素入手，分析常规抽汲试油过程中影响生产产量的主要因素。针对部分油田产层低孔低渗的特点，为了改善井底附近的地层参数，试油施工前很多井都进行压裂施工。若压裂施工后返排不彻底，将造成压裂液滞留在储层孔隙、吼道中，使井筒附近的渗透率大大降低，对地层造成损害，降低油层的渗透性，影响油井的产量。为了缩短压裂液在地层中的停留时间，我们可以从以下几个方面入手：（1）在确保避免地层出砂的前提下，应尽量使用最大的油嘴进行放喷；（2）试油施工设计上尽量选择压排一体的管柱，如：JS-2管柱，投、捞杆式一趟管柱压两层管柱。（3）压裂液返排过程中定排液周期前期要尽量密，周期越多压裂液排的越彻底，对地层伤害越小。
1.2抽深的影响
通常情况下抽汲深度愈深，油井的产量愈高。随着油井抽汲深度的增加，井筒内的液柱降低，在不考虑流体在井筒内摩阻损失的情况下，油井的生产压差将增大，从而使油井的产量增加。所以在抽汲过程中在允许的范围内要尽量下深，这样产量才会越接近实际。
1.3工作制度的影响
工作制度的选择主要依据井筒压力恢复稳定时间的长短，其次是目的层位的深度、以及为了能连续生产考虑的设备因素。浅井和深井不同，浅井相对于深井地层压力较小，井筒液柱压力恢复到稳定耗时较少，相对周期抽汲次数较多，由于其油层较浅，地层流通性较好所以在进行常规试油时一般一个周期为两个小时，即每天12班次求产。在地层孔隙度较高，地层阻力较小，井筒内液柱恢复较快的井，高产井，时间间隔越短，抽次数越多，产量越大，越接近井实际生产时的产量。
1.4人为因素的影响
相对于其它试油方式，常规试油中的抽汲作业，人的不稳定因素对是否能真实的预探出地层真实产能，影响相对较大，这其中包括司钻技术、经验水平，抽子的质量，现场监督，为了能真实反映地层产能，建议做到：（1）要求司钻使抽子的下放深度达到要求；（2）抽汲上提速度要大于5m/s，在保证安全范围内速度越快漏失越少；（3）要保证抽子胶皮不过量磨损，抽子的密封性要好，现阶段钢丝骨架抽子胶皮质量较好，有条件的情况下推荐使用；（4）司钻能有效判断动液面位置，及时调整抽子的沉没深度；（5）现场技术人员要做好工作质量的监督和地面油水计量。
2认识与建议
（1）试油过程中，生产压差和渗流状态是影响试油产量的两个重要因素。
（2）在试油施工过程中，应尽量做到在放喷过程中使用大油嘴，管柱选用压排一体管柱。在考虑设备性能的前提下，选择最大的抽深、合理并相对密集的工作制度，并尽量降低人为因素影响。
参考文献
[1]李建发，孙琦.浅析试油方法对产量的影响.油气井测试，2007，2
[2]文浩，杨存旺.试油作业工艺技术[m].北京：石油工业出版社，2002，4
动力工程影响因子篇4
关键词：组织结构设计；动态效率因子；静态效率因子
一、组织效率的影响因素分析
组织效率是指组织管理工作投入的劳动量与劳动效果之间的比率。组织效率的高低决定着企业在市场中的竞争态势，更进一步说就是决定着企业的的生死存亡，不可不察。
影响组织效率的因素有两类：一类是外部环境因素，主要指企业组织所处国家的政治法律、区域经济、科学技术、社会与文化、产业的生命周期、产业结构分析、市场结构与竞争、市场需求状况、产业内的战略群体和成功关键因素等外部因素，属于不可控因素；另一类是源自企业内部环境因素，如组织结构、企业文化、资源条件、价值链、核心能力等，属于可控因素。那么，如何将外部环境因素和和企业内部环境因素有机结构结合使得企业组织效率最大化呢？组织结构设计工作就成为最关键的因素，成为企业外部环境因素和内部环境因素影响企业效率最优组合的桥梁纽带，是企业组织效率最优化的咽喉要塞。因此，企业组织效率最优化的三大影响因素：组织结构设计、企业内部环境和企业外部环境。
二、组织效率的影响因素的特征分析
（一）组织结构设计因素
组织结构设计对组织效率的影响是通过不同效率重心的设计选择造成的。不同的效率重心视角选择就决定了组织资源和能力的配置方式，进而造成组织效率结果的不同，因此，组织结构设计工作极其重要，必须高度重视。根据组织设计理论的不同，组织结构设计的效率重心可以分为两种类型：一是以专业化分工理论为指导的个体效率重心型；二是以流程变革理论为指导的流程效率重心型。也就是说组织结构对于组织效率的影响是通过组织结构设计过程中对个体工作效率和流程效率两个子效率因子的不同选择策略造成的。对于某一时点上的组织设计工作就有三种选择组织效率最优选择策略：一是个体工作效率最优策略；二是流程效率最优策略；三是个体工作效率和流程效率组合最优策略，因此操作性非常强，会因设计者不同、设计者对企业未来发展趋势预判不同、企业所处的发展阶段不同而做出不同的效率设计重心策略选择。因此，组织结构设计因素称之为影响组织效率的动态效率因子。
（二）内部环境因素
内部环境因素中，组织结构、企业文化、资源条件、价值链、核心能力等这些因素都直接影响组织的效率，是可控因素，通过主动改善管理水平可以提高组织效率。建立高效的企业文化、科学合理的配置和改善资源条件、完善和优化企业价值链系统、培育和开发企业的核心能力、正确的引导员工的工作态度和合理的提高员工的工作能力以及提高组织的技术工具的应用水平，这些因素都可以提高组织的效率。但是这些因素之间也存在着相互促进和制约的复杂动态关系，是企业管理的“内功”，对组织效率的影响属于缓慢和渐进变化型。而组织结构是组织结构设计工作的最终产出结果，是对组织效率影响确定的组织模式。组织结构一旦确定都会保持一定时期不变，它对组织效率的贡献由最初的最优或者相对最优到最终的零或负值，这个过程是企业外部环境和内部环境缓慢变化发展造成的，当组织结构不能适应企业内外环境时，组织结构设计工作重新启动。这些内部环境因素相对于某一时点上的组织结构设计而言，都是可以看做是静态不变的，因此我们称之为影响组织效率的静态效率因子。
（三）外部环境因素
外部环境因素是不以任何企业的意志转移的，属于企业的不可控因素，因其变化缓慢，影响深远，基本上对于任何企业而言只能适应不能改变。例如某一工业园区的3家生产女士休闲鞋的企业来说，外部环境因素对三家企业的组织效率影响基本是完全一样的。进而推知同一类型或者同一行业的企业，外部环境因素对其组织效率的影响基本是相同或相近的。另外，对于某一时点上的组织结构设计工作而言，外部环境因素对组织效率影响的大小都是固定不变的或者说是变化微不足道――可以忽略不计，也正因为如此才使得我们的组织结构设计工作得以实施。因此，我们将外部环境因素称之为影响组织效率的静态效率因子。
三、两类效率因子与组织效率最优化的关系
基于以上分析，我们可以得出动态效率因子（组织结构设计）和静态效率因子（企业内部环境和企业外部环境）共同决定者组织效率。如果我们假设用t表示组织效率，用o表示组织结构设计因素，用e表示外部环境因素，用i表示内部环境因素，那么，四者的关系可用线性方程式表示为：
t=αe+βi+εo
上式中α、β、ε分别代表三大因素对组织效率影响大小的系数，取值范围大于0至小于1之间。对于某一个特定企业这三个系数是确定不变的。
如果相对于组织结构设计的某一时点上，使t=αe+βi+εo最优化，我们不难看出e、i两个静态效率因子是可以看做是固定不变，而α、β、ε三个系数也是固定不变的，因此，必须使得动态效率因子o最大化，也就是组织结构设计结果对组织效率贡献最大化。
四、两类效率因子之间关系
静态效率因子的量变是组织结构设计工作启动的根本原因。静态效率因子在某一时点上对组织效率的影响值是固定不变，但是在长期上又是处于不断的、缓慢的变化之中。任何组织结构设计都是基于某一时点上的静态效率因子现状和对其未来变化趋势的预测基础上做出的组织资源和能力有效配置模式的选择。组织结构一旦制定实施，就会在一段时期内保持不变。但是任何组织结构模式都不可能永远适应企业的发展，都会随着静态效率因子不断的、缓慢的量变积累，导致组织结构重新设计的质变。
通过以上分析，对组织结构设计工作的现实意义有两点：1、组织结构设计中，首先应当考虑组织结构必须适应静态效率因子的现状，同时，需要考虑到对静态效率因子未来预测的柔性设计。2、静态效率因子的量变达到一定程度时就必须进行组织结构变革，否则组织的资源配置效率就会失去竞争力。
五、动态效率因子的结果最优化分析
动态效率因子的结果最优化就是组织机构对组织效率贡献的最大化。设计工作本身属于艺术，组织结构设计工作也不例外。那么，如何让组织结构设计工作变得有据可依，不因人而异就显得尤为重要。组织结构设计（即动态效率因子）对组织效率的影响的源自于设计过程中对不同组织结构设计效率重心的选择策略，即个体效率重心和流程效率重心的选择策略。因此，要想使得组织结构设计工作由艺术性变成科学性，只要将这种组织结构设计效率重心选择决策过程科学化，那么组织结构设计就不再是因人而异的艺术性工作了。
六、小结
通过本文以上内容对影响组织效率的动态和静态效率因子的分析，我们得出结论是：1、组织结构设计是联结影响组织效率的企业外部环境因素和企业内部环境因素的桥梁纽带；2、组织结构设计中，首先应当考虑组织结构必须适应静态效率因子的现状，同时，需要考虑到对静态效率因子未来预测的柔性设计，以延长组织结构的生命周期；3、静态效率因子的量变是促成组织结构质变的原因；4、动态效率因子是组织效率最大化的决定性效率因子；5、组织结构对组织效率的贡献最大化是组织结构设计工作追求的目标；6、组织结构设计过程中个体效率最优和流程效率最优的不同决策过程的科学化，成为组织结构设计工作科学化必须研究的方向。
（作者单位：石家庄厝鼎食品有限公司）
参考文献：
[1]秘新建，秘新梅，黄少盈.流程型与职能型组织设计思想的本质区别研究[J].中小企业管理与科技，2015，02
动力工程影响因子篇5
【关键词】健康教育工作经验代际收入流动
一、引言
代际收入流动性是指子代在收入分布中所处地位相对于父代在其收入分布中所处地位的变动情况，是社会流动概念在经济学领域中的核心体现。代际收入流动性是社会正义与公平的直接衡量指标，正因为如此，英国现任联合政府在2011年4月颁布了长达86页的《社会流动战略计划》明确指出了，对公平正义的最真实的衡量标准是机会的公平分布；同时，虽然解决财政赤字是当前最急迫的现实任务，但是减少机会差距和机会赤字、进而构建人人都有机会成功的开放和自由社会，将是其最基本的执政目标和价值追求。既然代际收入流动性是衡量机会均等的重要指标，较高的代际收入流动性有利于营造人人机会均等的社会氛围，对于低收入家庭来说，能够激励低收入家庭对其子女进行人力资本投资，使子女看到通过自己的努力能够摆脱贫困的希望，为社会带来高效高质的人力资源。
人力资本作为影响代际收入流动性的重要因素，一直被学者们普遍关注。目前为止，大多数文献主要考虑教育人力资本对代际收入流动性的影响，而往往忽视健康人力资本和工作经验人力资本对代际收入流动性的影响程度。由于微观数据的不完善，严重阻挠了学者对此问题研究的深度，考虑到2006年CGSS数据中城市居民的健康状况、受教育年限、工作经验的可获得性，本文将在人力资本视角下，研究各人力资本对我国城市代际收入流动性的影响。
二、文献综述
本文旨在从人力资本角度考查影响城市代际收入流动性的因素。从人力资本角度对代际收入流动的研究始于Becker和tomers（1979），他们认为，如果资本市场的体制不是很完善，那么父母的收入是孩子人力资本投资的主要途径。孩子的人力资本投资情况在一定程度上和父母的收入成正比，并且与孩子未来的工作收入息息相关。郭丛斌、闵维方（2007）研究显示，教育作为一种重要人力资本的投资途径，对于位于收入下层的群体，他们可以通过教育投资使子女的社会地位得到一定程度的提升。所以教育是促进代际收入流动性的重要机制，并且随着受教育机会的增强，教育促进代际收入流动性的功能将更加明显。殷伟群、戴烽（2007）指出财富越多的父代，其子代受教育程度越高，代际传承性越大。反之，财富越少的父代，子女教育程度越低，传承性也越高。吴莹莹（2009）从人力资本视角分析了我国贫困代际传递的影响因素，如教育、健康、生活态度，并提出消除这种现象的对策。方鸣、应瑞瑶（2010）研究结果显示，城镇居民代际收入流动性低于农村，教育是中国代际收入传递的主要机制。魏颖（2009）利用分位回归在不同分位点上受教育年限对代际收入流动性的影响。Gongetal（2012）结果显示我国城镇居民代际收入弹性为0.63，教育是收入代际传递的一个重要因素。姚先国、赵丽秋（2006）得出教育能够解释中国代际收入的4.9%。姚先国、赵丽秋（2007）估计我国代际收入弹性为0.7。后院、易全勇（2013）少数研究显示教育对代际收入流动性的解释力度在10%左右，而对西方国家来说，这个数据大概是30%-40%。
三、模型设计和数据描述
（一）模型设计
本文采取对数线性回归模型（Log-linearmodel），对数线性回归模型是学者们常用来估计代际收入弹性的一种方法，其具体形式为：
Yic=α+β1Yif+β2ageic+β3（ageic）2+β4ageif+β5（ageif）2+β6Xi
+ei（1）
其中Yic、Yif分别表示第i个家庭中子辈和父辈的持久性收入的对数形式，ageic、ageif分别表示第i个家庭中子辈和父辈的年龄，Xi为其他控制变量，β1就是我们所关心的代际收入弹性，其数值越大，表示代际收入流动性越差，在极端的情况下，若代际收入弹性为1，则说明社会代际收入完全不流动，社会阶层固化，若代际收入弹性为0，则说明社会完全流动。本文选取的控制变量Xi包括子代的健康人力资本、教育人力资本、工作经验人力资本；同时，加入控制子代特征的虚拟变量，包括子代性别（男性=1，女性=0）、婚姻状况（已婚=1，未婚=0）、政治面貌（党员=1，其他=0）以及是否为独生子女（独生子女=1，非独生子女=0）。
基于（1）式，本文分别将健康人力资本、教育人力资本、工作经验人力资本带入（1）式进行代际收入弹性的估计，并将估计结果同未加入健康人力资本、教育人力资本、工作经验人力资本时所得到的代际收入弹性的估计值进行比较，来考查不同人力资本变量对代际收入流动性的影响。
（二）数据描述
本文采用CGSS（全国综合社会调查）在2006年的调查来构建研究样本。该调查由中国人民大学社会学系和香港科技大学社会科学部共同完成，采用多阶段分层抽样的方式获得了一万多个有效样本。
本文首先对样本进行了筛选，以便获得有效样本进行研究：本文旨在研究城市代际收入流动性，因此剔除了农村样本；剔除父代年龄大于70岁的样本，以及收入、年龄、受教育年限、获得第一份工作的时间等关键变量缺失的样本。最终获得了299个城市人口样本。具体数据说明如下：
（1）健康人力资本。问卷中有对个人健康状况满意度的调查，因此，本文采用自评价健康指标，非常满意=1、比较满意=2、不太满意=3、非常不满意=4。虽然一部分学者认为自评价指标具有一定的主观性，但不可否认个体对自身健康状况的了解能够较好的反应其健康水平，因为大量研究仍采取自评价健康指标，本文同样选取自评价健康指标衡量健康人力资本。
（2）教育人力资本。教育水平的考察通常用受教育年限或者最高学历，从统计学的角度上来说，受教育年限比最高学历的曲值更为离散，提供的信息更为丰富，其回归的标准误也更小，出于这些好处的考虑，本文选用从小学起至今的受教育年限作为衡量个人教育人力资本的指标。
（3）工作经验人力资本。本文用一个人初次工作的开始时间作为一个人积累工作经验的开始，由于本文用到的收入数据为2005年的收入状况，故用2005与初次工作年之差表示一个人的工作经验。
（4）虚拟变量的选取说明。本文在选取健康人力资本、教育人力资本以及工作经验人力资本的同时，选取了四个虚拟变量，分别是子代性别、婚姻状况、政治面貌以及是否为独生子女，用来控制变量的个体特征。
四、实证研究
为考察不同人力资本变量对代际收入流动性的影响，可根据（1）式，在加入各虚拟变量的基础上，分别估计加入健康人力资本、教育人力资本和工作经验人力资本后代际收入弹性的变化率。若加入某个变量后，代际收入弹性的估计值较只加入各虚拟变量时的值有所降低，则说明该变量是促进代际收入流动性的因素。相关结果如表1所示：
人力资本是影响个体收入的重要因素，控制子代的健康程度后的代际收入弹性为0.226，较不控制任何人力资本变量时的估计值0.225高了0.4%，由于仅仅高了了0.4个百分点，代际收入弹性只是略微发生了改变，并不能说明健康人力资本显著的影响了城镇居民代际收入流动性的大小。一方面，由于城市生活条件舒适，身体条件普遍较好，自评价健康指标的均值为1.83，也就是说平均身体健康水平在一般以上；另一方面，城市医疗水平相对较高，这为市民保持较高的身体素质提供了保障。因此，大多数城市居民不会因为健康问题而对收入产生较大影响。
在增加了教育人力资本后，代际收入弹性为0.188，较未加入教育人力资本时的代际收入弹性（0.225）下降了16.45%，说明了教育人力资本有助于促进城镇居民的代际收入流动。父母对子女的教育投入，能够使有效地改善子女的社会地位，教育程度越高，在一定程度上有利于寻找收入、福利等更好地职业。尤其是低收入家庭，教育基本上成为脱贫致富的首要途径。由于教育是形成人力资本的最主要途径，受教育年限收到父亲收入的显著影响，自然会导致代际收入流动性的将低。跟大量实证结果一样，教育人力资本相较于其他人力资本来说，是提高社会代际收入流动性的有效手段。
当（1）式中加入工作经验人力资本时，代际收入弹性为0.209，相较于没有加入任何人力资本变量时的代际收入弹性（0.225）下降了7.11%，这说明工作经验人力资本也能够有效地降低代际收入弹性。首先，工作经验是人事选拔、评价、职业发展、人员安置、培训以及薪酬等人力资源管理实践中的一个重要概念，也是影响一个人工作绩效的重要因素。往往在招聘中会注重相应工作的工作经验，在设定工资时会考虑一个人的资历和工作年限。工作经验能够提高个人的工作能力和工作知识，有利于个人在岗位上获得更多的报酬。因此，工作经验同教育人力资本一样，能够有效地降低城镇代际收入弹性，提高社会的代际收入流动性。
五、结论与不足
（一）结论
代际收入流动性通常用代际收入弹性来衡量，代际收入弹性越大，代际收入流动性就越小，反之，代际收入弹性越小，代际收入流动性就越大。本文通过利用2006年的CGSS数据，从人力资本视角出发，研究了我国城镇代际收入流动性。从而得出了影响我国城镇代际收入流动性的两大因素：教育人力资本和工作经验人力资本，而健康人力资本对代际收入流动性的影响并不显著，但这也并不让人意外。教育人力资本是影响代际收入流动性的因素中最重要的一项人力资本，目前城市也面临着受教育机会不平的问题，这里的教育机会不平的意思是说，好的教育资源数量相对于适龄上学的学生人数来说是有限的，因此，不断提高优质教学有助于降低代际收入弹性，从而提高社会流动性。工作经验人力资本是影响代际收入流动性的第二大人力资本因素，较多的工作经验有助于使个人获得更好地职业，更多的薪酬，从而降低代际收入弹性，增加社会流动性。
（二）不足
本文的研究主要有以下三点不足之处：第一，由于目前并没有专门针对代际收入流动性研究的数据，学者们只能借助其他一些数据，例如本文所使用的CGSS数据，或者CHnS等数据。但往往不能得到所有需要的变量的数据，因此，现阶段的研究会导致较大的误差；第二，全国社会综合调查采取的抽样方法是分层抽样，很适合研究代际收入流动性，但是在剔除了大量样本后，CGSS数据样本磨损比较严重，符合本文研究条件的样本就只有299个，并不符合分层手抽样，同样导致了本文存在一定的误差；第三，由于微观数据中农村户口的个体大多没有第一次工作的具体时间的数据，故不能衡量其工作经验的大小，因此本文只从人力资本的视角研究了城镇代际收入流动性，而没有开展对农村代际收入流动性的研究。
参考文献：
[1]候玉娜，易全勇.教育与代际收入流动关系（下）――基于研究方法与经验发现的文献述评[J].教育学术月刊，2013.
[2]方鸣，应瑞瑶.中国城乡居民的代际收入流动及分解[J].中国人口.资源与环境，2010.
[3]王海港.中国居民收入分配的代际流动[J].经济科学，2005.
动力工程影响因子篇6
关键词自组织；重大水利工程；社会稳定；仿真
中图分类号C915；C935文献标识码a文章编号1002-2104（2012）11-0109-07doi：10.3969/j.issn.1002-2104.2012.11.017
与一般水利工程项目建设不同，重大水利工程项目建设具有建设周期长、区域跨度大、影响因素多的特性，是一个典型的项目群建设，仅以南水北调工程为例，工程横贯长江、淮河、黄河、海河四大流域，跨度十余个省（自治区、直辖市），工程建设包含水库、湖泊、运河、河道、大坝、泵站、隧洞、渡槽、暗涵、倒虹吸、pCCp管道、渠道等多项水利工程，是一个复杂的巨型水利工程[1-2]。国内外实践表明，重大水利工程建设后，工程上下游地质地貌和生态环境都会发生改变，并致使依赖这些自然环境存在和发展的社会也相应发生改变[3-5]。为此，工程建设后的生态环境的自我修复、人类社会的自我协调，都将促使重大水利工程建设区域的自然与社会经历复杂的重构过程，改变当地社会生产和生活方式，以及影响当地人民生活和生产[6-7]，这无疑会增大社会不稳定的可能性。西方社会转型的经验表明，社会在从失范到规范、从混乱到有序的过程中社会问题和社会风险集中并发[8]，当前我国正处于传统社会向现代社会急速转型阶段，重大水利工程建设对建设区域的社会稳定风险无疑构成重要影响。从系统理论来讲，重大水利工程建设和工程建设区域的社会之间不是相互独立的，而是相互关联的，并在逻辑关系上属于高级复杂巨系统中的子系统，即“重大水利工程建设——社会”（LHpS）系统的重要组成部分。H.Haken[9]提出，如果一个系统在没有外部力量强行干涉的情况下，内部各要素获得空间的、时间的或功能的结构，便是该系统的自组织。LHpS系统同其他系统一样，具有开放性、动态性、非线性、涨落性和不确定性等特征，所以LHpS有序稳定下的演变必将具有自组织，因此，运用自组织理论对“重大水利工程建设——社会”系统稳定性进行分析，有助于探讨重大水利工程可能导致社会失稳的根源，找到影响重大水利工程项目建设社会稳定风险关键所在，为相关部门决策重大水利工程项目建设提供依据。
1LHpS系统稳定的自组织
1.1LHpS系统稳定的复杂性
复杂性在社会现象与问题中普遍存在，是许多社会现象与问题的内在特征。钱学森[10]认为社会系统的核心元素“人”使得社会系统同时具备“开放性”和“复杂性”，使其具备了复杂开放系统的特性，杨桂华教授更是指出，社会系统的特性使得人类社会具有超自组织特征[11]。
从复杂开放系统本质来看，LHpS系统是重大水利工程建设区域社会系统演变的一个形态系统，重大水利工程建设是社会系统内部结构运动因素中的一部分，并对社会系统赖以生存的生态环境、经济环境以及社会结构等都产生重要的影响，其中工程移民是复杂化社会系统运动的最大社会风险。耿涛等认为一个移民社会经济系统的重建需要一个很长的时间[12]，工程移民属于非自愿移民，国内外经验均表明，非自愿移民安置是一项风险巨大的社会经济活动，会对重大水利工程建设区域的社会稳定性产生重大冲击。范泽孟、牛文元[13]指出，社会稳定的各种响应因子的动态变化，直接作用社会系统的稳定状态，而社会系统的某一稳定状态被扰乱或者被打破，社会风险都有可能被极大的提高。“重大水利工程建设—社会”系统稳定性既取决于该系统内部条件也取决于其外部条件，内部条件主要体现在重大水利工程项目建设是否合法和合理，而外部条件则主要表现在外部环境是否具备支持重大水利工程项目建设。
从图1可以看出，LHpS系统赖以生存的外部环境主要是社会、经济、政治、文化和技术等环境，这些外部环境的构成因素都具有众多复杂的特性，以社会环境为例，外部社会稳定状况、治安状况、水利工程建设区域的重大事故状况、犯罪率、水利工程在当地被接受程度、社会舆情、当地社会保障、社会医疗等因素都会对LHpS的系统稳定性构成重要影响。LHpS系统组成因素是众多的，且每个因素间通过催化联系把自催化循环联系起来，其中每一个因素既能自复制，也能对其他因素提供催化支持。在艾根超循环理论（Hypercycletheory）[14]，社会的复制循环主要为社会生活和社会生活方式两个方面的自复制循环。除此之外，各因素都是具有动态演变性，使得该系统具有不确定性，所以无论从LHpS系统的内部结构、外部表征，还是从其行为和环境复杂性来看，LHpS系统都是一个复杂巨系统，其稳定性具有复杂性。
1.2LHpS系统稳定的自组织
从耗散结构理论来看，重大水利工程建设会对社会系统产生一个远离平衡的冲击力，在到达远离平衡的非线性区时，一旦系统的某个参数变化到达一定阈值，系统便会由稳定进入到不稳定状态，即出现了非平衡相变，如移民非自愿不满从上访演变成。钱学森[10]认为，系统自己走向有序结构就可以称为系统自组织。杨桂华[11]将影响社会系统序变的因素归为：①社会系统相对稳定的演变达到一个序变点后进入序变区，即系统变得十分不稳
＼定；②随机“涨落”影响序变；③环境影响社会系统序变方向。LHpS系统稳定满足自组织现象条件，首先，由于重大水利工程建设过程实质上是一个与外界人、财、物的不断交换过程，并伴随着能量和信息的交换，LHpS系统具有开放性；其次，重大水利工程建设本身的各元素之间相互关系是非线性的，与相联系的环境也是非线性的，即LHpS系统存在非线性机制；再次，涨落和突变一直伴随重大水利工程建设过程；最后，自复制循环影响涨落影响大小，为LHpS系统演变到新的稳定结构创造条件，为此LHpS系统稳定满足自组织条件。
2LHpS系统结构分析
社会系统是一个非绝对平衡的开放系统，其稳定性具有动态性。阎耀军在社会稳定系统动态分析中把社会稳定系统的逻辑结构概括为6部分：生存保障系统、经济支持系统、社会分配系统、社会控制系统、社会心理系统、外部环境系统[15]。为了确定“重大水利工程建设—社会”复杂系统的内部结构，在研究方法上借助于warfield[16]创建的解释结构模型法（iSm）对LHpS系统进行分解。根据研究内容的需要，本文邀请10位重大水利工程社会评价领域的专家，对LHpS子系统进行了确定，即经济发展（S1）、移民安置（S2）、社会保障系统（S3）、社会分配系统（S4）、移民心态系统（S5）、外部环境系统（S6）。借用iSm研究子系统内部相互作用对LHpS系统演变的影响，对六个子系统复杂关系进行层次化和条理化。根据专家们讨论子系统之间直接关系或递推二元关系，构建邻接矩阵，若两个因素之间关系存在影响关系，定义如果SiSj则为1，否则为0。则LHpS系统的子系统的邻接矩阵a为：
基于布尔运算法可得可达矩阵R：R=i∪a∪a2∪a3∪a4∪a5，本文运用matLaB软件计算（程序代码略）：
根据可达矩阵R，可以找出子系统Si影响其他子系统的可达集e（Si），其他子系统对Si影响的子系统组成先行集a（Si），及受子系统Si影响又影响Si组成的共同集t（Si），即（t（Si）=e（Si）∩a（Si））。结果见表1。
根据表1结果，若e（Si）=t（Si），则Si就是系统的最高级子系统，然后去掉最高级子系统，重复上述步骤，可分解出系统的第二层、第三层……，以及子系统的层级关系。按照子系统的层级顺序将系统分层，然后再根据结构矩阵子系统间连接关系用有向矢线相连，可绘出其系统的多级递阶结构图（见图2）。
从图2可以看出，对LHpS系统稳定性影响最直接的是社会分配子系统、移民安置子系统、移民心态子系统，三者的稳定性直接决定了LHpS系统的稳定性，但是从图2梯级结构模型上看，这三子系统只是影响LHpS系统稳定性的表象原因，其稳定性深层次原因是社会保障系统的鲁棒性是否稳健，而社会保障子系统深受经济发展子系统和外部影响子系统的影响。这一结果表明，重大水利工程项目建设的社会稳定性主要来自与移民相关的社会分配、移民安置和移民心态领域，但其深层次的决定因素是当地社会保障体系是否完善，这既取决于当地的经济发展，也取决于外部环境，如生态环境、与域外地区相比社会经济发展是否优越等，即社会保障体系建设是LHpS系统稳定性的关键。
3LHpS系统稳定性演变模型
由于系统自组织过程不存在特定的方式作用于系统外力，系统从有序到无序，再有无序到有序的变化，以及从低级向高级的演变过程都是子系统相互作用的内部过程，外部对系统作用力是一个随机涨落。本文依据自组织理论，将运用非线性动力学方程对LHpS系统进行如下描述，建立的系统动力学模型为：
其中，γ和γ1，γ2，γ3，γ4，γ5，γ6分别表示LHpS和S1，S2，S3，S4，S5，S6的变化率与其原有状态的关系；γ和γ1（i=1，2，3，4，5，6）则表示各子系统的协同作用对LHpS和Si的影响；φ（t）表示随机涨落（如突发事件）对系统稳定性的影响，t代表时间。
文献研究发现，在系统处于无序状态下，系统众多变量中存在一个或者几个变量值为0，随着系统由无序向有序转变，这些变量值也有小变大，即这些变量能够描述系统的有序程度[17]。根据役使原理，系统相变过程是一个由系统状态变量形成系统序参量，序参量又役使系统其他状态变量的过程，序参量支配、主宰和役使系统状态的其他变量，序参量是众多变量中慢变量，役使其他快变量变化。对于社会系统来讲，也同样存在着系统运动宏观参量（序参量），且这种宏观参量决定着社会系统的有序结构和功能行为[18-19]。
本文将重大水利工程建设经济影响（q1）和社会影响（q2）作为“重大水利工程建设——社会”系统自组织演化的序参量，这主要是因为重大水利工程建设区域社会系统从无序向有序演变是重大水利工程项目建设和重大水利工程融入建设地区社会系统中的变化过程。根据哈肯协同学基本理论，式（4）表示了LHpS系统的两个序参量如何影响子系统的自组织演变。
其中Si代表LHpS子系统；α1为序参量重大水利工程建设影响对子系统自组织演变的作用；α2为序变量系统协同作用对子系统自组织演变的影响；α3为子系统的自反馈系数；α4为两个序参量相互作用对子系统自组织演变的影响；α5为重大水利工程建设正效应；β1为重大水利工程建设负效应；λ1为随着时间推移，重大水利工程建设影响力系数；β2为两个序参量相互作用力系数；β3为阻尼系数；β4两个序参量之间的关系。
Si系统处于稳定是，S·i=0，q·1=0，q·2=0，
，即系统稳定的平衡点为（0，0，0）。根据模型求解其特征矩阵为：
平衡点（0，0，0）带入式（5），则：
由此可得特征根λ（1）=α3，λ（2）=α5-β1，λ（3）=-β3。由李亚普诺夫稳定理论可知，只有当且仅当特征根均为负实部，系统才是稳定的。为此，系统的稳定性主要α3，α5-β1，β3决定，与其他参数无关，即研究LHpS系统及其子系统稳定性可以从式（6）特征值入手。
4系统稳定性演变模型仿真分析
iSm模型分析结果表明，社会保障系统是LHpS系统稳定的核心，它的发展受社会经济发展和外部环境系统的影响，如果重大水利工程建设区域的社会保障系统稳定，必将推动LHpS系统的稳定，即当地社会保障体系稳健性对重大水利工程建设的社会稳定有巨大的影响，为此本文针对LHpS子系统中的社会保障子系统（S3）稳定性演变进行仿真分析。
本文以2006年九三学社政协提案中所披露的三峡库区移民社会保障调查数据为依据①。通过比较计算得到α1=0.297，α2=0.5，α4=1.8，λ1=1.5，β2=1，β3=0.5，β4=1.2，并将其代入式（4）中，为了更清晰的看出随机涨落对社会保障系统的影响，本文将φ（t）也引入分析中，观察φ（t）变化对系统的影响。
（1）当α3
（2）当α3，α5-β1，β3参数大于零时，社会保障系统便处于了失稳状态（见图6、图7和图8）。从图6不难发现，当LHpS的社会保障系统自反馈参数α30时，重大水利工程项目建设正负作用较小时，S3、q1和q2仍然在所测时间域内趋于稳定，但是当S3自反馈参数α3>0后，S3便开始远离稳定点（见图7）。由于社会保障系统在LHpS系统稳定性中占关键地位，S3系统的不稳定导致LHpS系统的不稳定，所以社会保障体系自身系统反馈子系统的稳定性对其稳定性影响巨大。图8所示，S3处于不稳定时，如果再出现随机涨落，如移民收入减少、移民就业下降、移民上访等事件，会更加促使S3稳定性远离平衡点，而且由此引发的经济影响q1和社会影响q2更是处于震荡的不稳定中，表明如果社会保障系统不完善，随机涨落出现会使其更加不稳定。
5结论
如何评估和控制重大水利工程项目建设社会稳定风险是当前理论和实践界研究的热点。本文从自组织理论视角研究重大水利工程建设社会稳定问题，并分析了重大水利工程建设有可能引发社会不稳定的根源，主要结论如下：
（1）LHpS系统稳定影响因素众多、复杂。主要原因是重大水利工程项目建设不但影响所在区域经济发展、社会发展及生态环境，而且工程建设本身会涉及复杂的移民问题，“人”因素复杂了LHpS系统复杂性，此外LHpS系统是一个开放系统，更加强化了其复杂性。
（2）基于重大水利工程建设区域社会系统特点，将LHpS系统划分为6大子系统，运用iSm分析LHpS系统结构发现：社会分配、移民安置和移民心态等子系统稳定性是LHpS系统稳定性决定因素，但三者稳定性取决于社会保障子系统的稳定性，即社会保障子系统稳定性或者社会保障体系是否完善，是重大水利工程项目建设的社会稳定的基础。
（3）基于LHpS系统特点，选取重大水利工程的经济影响（q1）和社会影响（q2）作为序参量，运用九三学社三峡库区社会调查报告，对社会保障子系统（S3）自组织演化进行仿真分析。结果表明：①如果社会保障系统（S3）系统是稳定系统，在没有外部随机“涨落”影响下，重大水利工程项目建设即使对q1和q2产生重大影响，S3系统仍然是趋于稳定的，LHpS系统也会趋于稳定；②由于LHpS是开放系统，外部冲击无法避免，如移民收入减少、补偿等引发社会矛盾冲突、突发事件等，外部冲击会影响S3自组织演变，但S3稳定性较强时，外部冲击将不会改变系统稳定性趋势，反之，S3系统将远离稳定；③如果S3系统不是稳定系统，又有外部冲击，那么二者相互作用将强化S3系统远离稳定，使得LHpS将处于不稳定中。
以上表明，重大水利工程项目建设所在区域的社会保障体系建设十分重要，在社会稳定方面具有重要地位。不完善的社会保障体系将会加大重大水利工程建设对当地社会稳定的冲击，进而引发社会失稳风险。为此，在决策重大水利工程项目是否建设前，评估工程建设区域社会保障体系是否完善以及移民安置如何增强建设区域社会保障体系，应该是决策部门决策重大水利工程项目建设的重要依据。
参考文献（References）
[1]刘睿，张宇清，王小雅，等.南水北调工程工期影响因素的问卷调查及分析[J].土木工程学报，2009，42（5）：133-138.[LiuRui，ZhangYuqing，wangXiaoya，etal.QuestionnaireSurveyandanalysisonDelayFactorsofChina’sSouthtonorthwaterDiversionproject[J].ChinaCivilengineeringJournal，2009，42（5）：133-138.]
[2]李峰，曾光明，徐敏，等.受水区生态系统对南水北调工程的响应[J].湖南大学学报，2007，34（1）：72-75.[LiFeng，ZengGuangming，Xumin，etal.ResponsesoftheecosystemofintakeareaonSouthtonorthwatertransferproject[J].JournalofHunanUniversity，2007，34（1）：72-75.]
[3]JacksonS，Sleigha.ResettlementforChina’sthreeGorgesDam：Socioeconomicimpactandinstitutionaltensions[J].CommunistandpostCommunistStudies，2000，33：223-241.
[4]BrouwerR，Remcovanek.integratedecological，economicandSocialimpactassessmentofalternativeFloodControlpoliciesinthenetherlands[J].ecologicaleconomics，2004，50：1-21.
[5]陶涛，纪昌明.可靠性、回弹性、脆弱性在水资源系统中的应用[J].水力发电学报，1999，66（3）：103-109.[taotao，JiChangming.aStudyandapplicationofReliability，Resilience.VulnerabilityofwaterResourcesSystem[J].JournalofHydroelectricengineering，1999，66（3）：103-109.]
[6]Cerneamm.theRisksandReconstructionmodelforResettlingDisplacedpopulations[J].worldDevelopment，1997，25（10）：1569-1588.
[7]Scuddert.SocialimpactsofLargeDamprojects[C].proceedingsofworldConservationUnionandworldBankworkshop，Gland，Switzerland，1997：41-68.
[8]孙立平.现代化与社会转型[m].北京：北京大学出版社，2005：190-245.[SunLiping.modernizationandSocialtransformation[m].Beijing：BeijingUniversitypress，2005：190-245.]
[9]HakenH.informationandSelforganization[m].3thed.BerlinHeidelberg：SpringerVerlag，2006：100-130.
[10]钱学森.论系统工程[m].长沙：湖南科学技术出版社，1982：3-19.[QianXuesen.Systemengineering[m].Changsha：HunanScienceandtechnologypress，1982：3-19.]
[11]杨桂华.人类社会与自组织系统理论[J].教育与研究，1998，3：27-34.[YangGuihua.HumanSocietyandtheoryofSelforganizedSystem[J].teachingandResearch，1998，3：27-34.]
[12]耿涛，周银珍，粱福庆.水库移民的社会风险及其对策研究[J].人民长江，2005，36（8）：57-59.[Gengtao，ZhouYinzhen，LiangFuqing.SocialRisksandtheirCountermeasuresofReservoirmigration[J].YangtzeRiver，2005，36（8）：57-59.]
[13]范泽孟，牛文元.社会系统稳定性的调控机制模型[J].系统工程理论与实践，2007，（7）：69-76.[FanZemeng，niuwenyuan.anewmechanismmodelforControllingtheStabilityofSocialSystem[J].Systemsengineeringtheory&practice，2007，27（7）：69-76.]
[14]eigenm，Schusterp.theHypercycle[m].Berlin：Springer-Heidelberg，2004：123-189.
[15]阎耀军.社会稳定的系统动态分析及其定量化研究[J].天津行政学院学报，2004，6（2）：72-77.[YanYaojun.theSystemDynamicanalysisandQuantitativeStudyofSocialStability[J].Journaloftianjinadministrativeinstitute，2004，6（2）：72-77.]
[16]warfield，Jn.intentStructures[J].ieeetransonSystem，manandCybern，1973，3（2）：133-140.
[17]江道琪，何建捆，陈松华.实用线性规划方法及其支持系统[m].北京：清华大学出版社，2006：4-57.[JiangDaoqi，HeJiankun，ChenSonghua.practicalLinearprogrammingmethodanditsSupportSystem[m].Beijing：tsinghuaUniversitypress，2006：4-57.]
[18]哈肯.信息与自组织[m].成都：四川教育出版社，1988：14-34.[HakenH.informationandSelforganization[m].Chengdu：Sichuaneducationpress，1988：14-34.]
[19]温馨，赵希男，贾建锋.基于Gpem主旋律分析的系统序参量识别方法研究[J].运筹与管理，2011，20（3）：165-174.[wenXin，ZhaoXinan，JiaJianfeng.identificationmethodforSystemorderparameterBasedonGpemmainmelodyanalysisanditsapplication[J].operationsResearchandmanagementScience，2011，20（3）：165-174.]
ResearchonSocietySystemStabilityoftheLargeHydraulicprojectConstructionBasedonSelforganizationtheory
ZHanGChangzheng1，2，3HUanGDechun1，3UpmanuLaLL2HUaJian1，3
（1.BusinessSchool，HohaiUniversity，nanjingJiangsu211100，China；2.ColumbiawaterCenter，ColumbiaUniversity，newYorkn.Y.10027，U.S.a.；3.Hohaiindustrialeconomicsinstitute，nanjingJiangsu211100，China.）
abstract
动力工程影响因子篇7
关键词:电子商务应用;企业绩效;实证研究
电子商务应用实际上就是一个融合了企业内部业务流程并拓展到企业边界之外,与供应商(合作伙伴的一种)、渠道商、客户、合作伙伴,以至竞争者的外部业务流程集成为一体的复杂体系,是由信息技术和通讯网络实现的电子化的业务流程(刘璞,2007)。从企业开始应用电子商务的那一天起,企业家和学者们就没有停止对电子商务如何为企业创造价值的研究。Devaraj和Kohli(2003)把“抓住信息技术的实际应用,即信息技术投资是如何转化成资产、资源和企业绩效的”作为对信息技术贡献方面研究的重要方向之一。mahmood等人(2004)认为对信息技术投资是否会在新的网络使能环境下产生商业价值的问题给出一个适当的答案是必要而且复杂的。
如果把eDi的研究归结为电子商务应用的初级阶段的话,那么根据对美国aSp+BSp、荷兰SDoS、美国博士论文库、我国CnKi数据库、我国优秀硕博论文库等数字论文库的检索,发现在电子商务产生的价值和对企业绩效影响的研究中,最早的研究文献始于1999年,而且定性研究的文献居多,但也有一定数量的定量分析。就研究的角度而言,定量研究文献可以分为四类:(1)分析电子商务活动对企业绩效的影响;(2)分析资源和能力对电子商务应用企业绩效的影响;(3)分析电子商务应用驱动因素对电子商务应用企业绩效的影响;(4)分析战略联盟对电子商务应用企业绩效的影响。对应的研究方法一般采用大样本数据调研和统计分析的方法,也有采用系统仿真的方法进行。本文尝试对该领域的研究现状进行归纳、总结,以探讨进一步研究的方向。
一、电子商务活动对企业绩效的影响
根据波特的价值链理论,不少学者从企业业务活动的角度探寻电子商务应用如何成为企业增加价值的源泉。George、Ray和Georgios(1999)在现实案例研究结果的基础上,利用仿真的方法评价了eDi对企业绩效有利和不利的影响。与其他研究不同的是,他们对企业绩效的测量是从下订单时间、反向订货时间以及发货时间这三个维度进行的。研究发现,单独采用eDi只能在一定限度上增加主要流程(订单完成时间)的绩效,而非期望中可以很好地改善订单完成的时间。
wu、Vijay和Sridhar(2001,2003)应用似乎不相关回归分析的方法分析了电子商务应用对美国企业的绩效影响。他们在分析中把企业的电子商务应用分解为四个方面:沟通、内部管理、订单接收和电子采购。结果显示应用电子商务并没有给企业绩效带来很显著的影响,而只在一定水平上对客户满意和关系改进的影响大些,对效率和销售绩效的影响较小。
邵兵家、蔡志刚(2005)认为企业通过将电子商务的某项活动和行为将价值增加到了产品或服务中去,使得顾客愿意比原来更高的价格来购买该产品,这样企业绩效有可能会增加。因此,他们将电子商务中增加价值的活动分为四种:信息、网上交易、与顾客交流交互、与供应商经销商交互。通过对中国it业64家上市公司的调查,他们采用回归分析的方法研究了电子商务活动对企业绩效的影响作用。研究发现,电子商务能够增加企业的收入,提高企业的运作效率,同时也增加了企业成本的支出,但总体上电子商务对企业绩效存在正面的影响。
apigian等人(2005)认为企业在应用互联网技术的时候,一定要根据战略需要,并和企业当前的业务流程紧密结合起来才能提升其市场地位,增加其收入。为此,他们分析了互联网使用和互联网绩效之间的关系。使用结构方程模型的方法对257个有效问卷数据进行了分析,结果发现为了实现收入增加和增进关系的战略目的,企业可以在市场渠道和与客户互动方面使用互联网;为了增进关系,企业还可以在与供应商的互动方面使用互联网;为了降低成本,企业可以在分销、供应商互动和内部运作方面使用互联网;而为了节省时间,企业可以利用互联网进行与客户和供应商的互动,进行内部运作管理。
George,Despina(2000)将销售管理活动和产品管理活动作为中介变量,利用结构方程模型的方法分析了互联网预算、互联网工具的应用与销售绩效和销售效率之间的关系,通过对美国和加拿大企业的调查,证实了网络的使用确实对企业营销活动和营销绩效有正面影响。
任峰,李垣,孙爱英(2003)构建了由网络预算、网络工具的使用、网络应用作为自变量、客户关系管理活动、信息管理活动作为中介变量,销售业绩和市场改善作为因变量的概念模型,在对广东等八个省份、12个行业、112份有效问卷的调查基础上,应用结构方程模型的方法证明了网络预算、网络工具的使用程度和网络应用对客户关系管理活动、信息管理活动存在正向影响,表明中国企业通过网络确实可以改善营销活动,可以加强客户关系的管理以及有利于信息管理。
二、资源和能力对电子商务应用企业绩效的影响
基于资源的观点是战略管理研究中的重要理论之一。Zhu和Kenneth(2002)认为基于资源的观点是将组织资源和能力与企业绩效相连接的桥梁,可用于分析电子商务价值的形成。Lumpkin和Dess(2004)认为企业可以通过应用电子商务这种特定的资源,提高企业的能力,增加企业绩效。尽管如此,在电子商务应用研究中只有极少数的文献采用基于资源的观点分析了资源和能力对企业绩效的影响,到目前为止,有影响力的探讨电子商务能力及其对企业绩效影响的定量研究成果不多,仅限于Zhu等(2002,2004)、Chu(2004)、Zhuang和Lederer(2006)、吕兰、赵晶(2008)、Soto-acosta和mero?o-Cerdan(2008)等。
Zhuang和Lederer(2006)从企业资源观的角度出发分析了电子商务技术资源、人力资源和业务资源对电子商务绩效、对企业绩效的影响。其研究结论为:信息技术资源和业务资源对企业的电子商务绩效有影响,而人力资源对电子商务绩效的影响并不显著;同时企业的电子商务绩效对企业绩效的影响是显著的。这一结果支持了对电子商务可以通过其增加的分销渠道、新营销媒介、加强的运营效率、自动化的客户服务运营、改进了的客户数据收集技术、以及实时和互动的信息交换等方式影响对企业绩效的期望。
Chu(2004)通过网络调查的方式收集了5个国家(马来西亚、新加坡、美国、英国、澳大利亚)不同行业的250家企业的数据,采用多层回归的方法检验了电子商务能力与企业整体绩效(包括电子商务绩效、经营绩效、竞争绩效、利润和销售)的关系,发现电子商务能力对企业整体绩效影响显著,不同的电子商务能力维度对企业绩效的影响作用不同。
吕兰和赵晶(2008)根据在中国收集的175份实施电子商务的制造企业的数据,利用偏最小二乘分析(pLS)检验了电子采购业务中的电子商务能力、电子采购流程绩效和企业财务绩效的关系(具体指标没有说明),发现电子商务能力对企业财务绩效无直接影响,但对电子采购流程绩效有显著影响,而电子采购流程绩效对企业财务绩效产有影响。
Soto-acosta和mero?o-Cerdan(2008)选择西班牙的十个行业(纺织和皮革制造、化工、电器制造、交通设备制造、手工艺品加工和贸易、零售业、旅游业、商务服务、电信和计算机服务、健康和社会服务)1010家企业作为实证调查样本,应用结构方程模型检验了电子商务能力对电子商务价值(由在线采购成本、供应商关系、物流和库存成本表示)的影响,发现电子商务能力对电子商务价值有显著的正向影响作用。
从上面综述可以看出,这类从企业资源观的角度对电子商务应用与企业绩效之间关系的分析实际上是对电子商务应用企业本身所具有的各项资源和能力与企业绩效之间关系的研究,并没有分析由电子商务应用与企业的其他能力作用所产生的能力对企业绩效的影响。国内学者刘璞(2007)应用结构方程模型的方法通过实证研究的方式初步证实了营销能力在电子商务应用与企业绩效关系中的影响作用,证明营销能力是企业电子商务应用与营销绩效之间重要的中介变量。该研究虽然在一定程度上弥补了相关研究领域的缺憾,而且可以为后续相关研究提供参考,但是对于内涵丰富的企业能力来说,尚缺乏更多的实证研究成果。
三、电子商务应用驱动因素对企业绩效的影响
一般来说,电子商务应用驱动因素分析主要用于分析企业是否会采用电子商务,哪些因素会对企业的这种行为产生影响,但也有一些文献分析了影响企业采用电子商务的因素在企业应用电子商务后与企业绩效之间的关系,如Barua等(2002),iacovou等人(1995),Ramamurthy等人(1999),Zhu等人(2004)。
Barua等(2002)认为驱动企业电子商务应用的因素与企业运营绩效(operationperformance)和财务绩效存在显著的相关关系。他们在信息技术业务价值(itbusinessvalue)研究的基础上,构建了将绩效驱动器(例如,internet应用,流程,以及客户和供应商的电子商务准备度)和运营、财务评价指标连接起来的电子商务价值框架,认为企业进行电子商务应用的三个主要驱动因素与企业运营绩效(operationperformance)之间存在显著的相关关系,这三个因素为(1)it应用(包含顾客导向、供应商导向和企业内部导向的it应用);(2)流程的变革(包括面向顾客、面向供应商和企业内部的流程变革);(3)就绪程度(指的是顾客和供应商电子商务就绪程度)。因此,他们认为进行电子商务转型的企业必须进行增效投资,不仅在信息技术方面分配资源,同时必须规范业务流程,分析客户和供应商的准备度,从而实现利润的最大化。
iacovou等人(1995),Ramamurthy等人(1999),Zhu等人(2004)利用了toe框架(技术、组织和环境)分析了toe因素是如何对信息系统创新企业的绩效产生影响的。iacovou等人(1995)应用toe框架发现eDi对企业绩效的影响直接受其与其他信息系统和流程的集成水平所影响。Ramamurthy等人(1999)认为eDi对企业绩效的影响受到技术、组织和环境因素的制约。Zhu等人(2004)利用toe框架分析了电子商务企业价值形成的影响因素,研究结果发现,技术准备度是对电子商务价值影响最大的因素,财务资源、全球范围和监管环境同样对电子商务价值有重要贡献;虽然竞争压力会驱使企业采用电子商务,但是电子商务的价值更多的是与技术集成和组织资源相关而非外部竞争。
四、战略联盟对电子商务应用的绩效影响
除了分析单个企业的电子商务应用对企业绩效的影响之外,还有一些学者分析了战略联盟对电子商务应用企业的绩效影响。如evans和wurster(1999)认为电子商务联盟的主要利益在于业务范围的扩大和更容易的保留忠实客户。Straub等人(2004)研究了电子商务下的联盟绩效。他们认为多个企业联盟能够创造更深意义的利益,像虚拟市场的网络经济能够使联盟的企业发展或者获得主要的资源信息,并且显著降低信息交换的成本。park等人(2004)在资源联盟中谈到了传统公司联盟电子商务将挖掘出新的联盟利益。企业可以通过电子商务提高声誉,减少在线活动的投资,并且可以从联盟伙伴(传统的企业)中学习先进的管理经验。通过对69家应用电子商务企业的联盟调查发现,营销联盟所产生的价值要远远大于技术联盟产生的价值。研究的另一个结论是,与其它应用电子商务伙伴的联盟与传统意义上的伙伴联盟对企业价值的影响并没有很大区别。陈代江(2004)从交易成本角度出发,研究了在技能联盟中企业电子商务和联盟绩效之间的关系。通过对建立了技能型战略联盟同时应用了电子商务的国内企业以及联盟体的相关数据分析,得出如下结论:在技能联盟中,企业的电子商务对联盟绩效有明显的正向作用,电子商务对联盟绩效的竞争优势、技术创新有非常显著的促进作用,对联盟中的规模效应有明显的促进作用。
五、发展展望
通过对相关研究文献的总结,笔者发现不管是研究电子商务应用对企业整体绩效影响的还是研究对企业职能绩效影响的文献,都是直接将电子商务应用与企业绩效联系起来,或者是考虑现有企业能力将对电子商务应用产生的绩效影响,绝大多数直接将电子商务应用与企业绩效联系起来,没有考虑中介变量的影响。而根据信息技术的相关研究成果,中介变量可能是非常关键的联系电子商务应用和企业绩效的环节。虽然国内学者刘璞(2007)分析了营销能力在电子商务应用和企业绩效关系之间的中介作用,但是,该研究所涉及的营销能力只是企业能力的一个方面,因此,非常有必要针对其他能力开展中介作用的研究。
动力工程影响因子篇8
关键词：航空航天业；技术溢出；因子分析
一、研究背景
技术溢出（technologySpillover）是指先进技术拥有者在从事生产、贸易或其他经济行为时，有意识或无意识地输出技术而引起的技术水平的提高[1]。航空航天业的技术溢出则指航空航天业的先进技术通过一定渠道自愿或非自愿地传播到其他工业领域，进而带动这些工业领域技术水平的整体提升。航空航天业是我国战略性高技术产业，属于技术密集型行业，技术装备多、投资费用大，是国家经济实力与科技水平的综合体现。自20世纪50年代以来，我国航空航天业经历了从无到有、从小到大的发展历程，逐步建立起平台化、系统化、专业化的研发与应用体系。它技术内涵高、产业链长、辐射面宽、连带效应强，对众多高技术产业以及传统产业的发展起到了举足轻重的拉动作用。研究表明，内涵科技因素越高的行业部门对其他部门的贡献效应越大[2]。航空航天技术是高科技领域的前沿，航空航天业必然对其他部门具有较大的贡献效应，其技术溢出也应该是显著的，本文正是基于这一前提条件进行的研究。因此，探究影响航空航天工业技术溢出的显著性因素，充分利用其技术溢出作用，对于加快我国科技进步与经济发展有着重要的战略意义。然而，目前对此问题的研究并不深入，多数学者从理论层面分析技术溢出的问题，也有学者较为系统地对技术溢出是否存在、影响技术溢出的因素以及技术溢出的机理进行了实证分析，但这些研究都局限于外商直接投资（FDi）这一领域，没有从行业层面上分析该行业部门对其他行业部门的技术溢出，并且没有在理论上形成统一的认识。本文利用我国航空航天业的数据，采用因子分析的方法，提取影响技术溢出的关键因素，进而对促进我国航空航天业技术溢出及产业自身发展提供理论支持与政策建议。
影响技术溢出的因素有很多，根据现有文献的研究将其大致归纳为：（1）人力资本因素。Keller（1996）研究发现人力资本积累的差距导致技术吸收效果与经济增长率的不同[3]；Borensztein等（1998）认为人力资本存量是影响技术溢出效应的关键因素[4]；王成岐，张建华，安辉（2002）得出人力资本存量与技术溢出效应不相关的结论，但他们认为人力资本投入以及人才素质是技术溢出的影响因素[5]。（2）技术差距因素。Findlay（1978）和wangandBlomstorm（1992）的研究表明技术差距越大示范模仿空间越大，吸收技术溢出的潜力也就越大[6]；Kokko（1994）的研究发现低技术水平严重阻碍技术溢出效应的产生[7]；perez（1997）从吸收能力角度考虑，认为过高的技术差距会影响示范模仿机制发挥其应有作用。（3）经济开放程度。BlomstormandSjoholm（1999）、认为经济开放度高的企业由于竞争压力大而进行更多的研发投入以提高自身吸收能力[8]；Kokko（1994）发现经济开放程度与技术溢出效应之间的关系是不确定的[7]；包群，许和连，赖明勇（2003）用出口依存度等来衡量经济的开放程度，发现我国经济开放程度的提高、基础设施的建立与完善等都是促进技术溢出的有利因素[9]。（4）研发投入因素。Kathuria（2000）指出技术溢出效应并非自动产生，技术吸收方要想从中获利，须对学习活动进行投资；田慧芳（2004）的研究则表明工业部门研发投入水平与技术溢出效应呈负相关关系。此外，市场结构、工资水平、产业关联、基础设施、经济政策等都作为影响因素引入了技术溢出的相关研究中，本文在前人研究的基础之上对此进行探讨。
二、指标构建与分析方法
目前，对技术溢出进行实证研究时，学者们通常首先选择一个影响因素，然后确定与该影响因素内容相关的指标体系，最后采用一定的计量方法（如多元回归、分组回归等）来分析这些指标。本文在分析技术溢出时，也采用了这种研究思路：选取航空航天业为研究对象，根据技术差距等影响因素建立与之相关的量化指标体系，采用因子分析的方法对这些指标与技术溢出之间的关系进行研究，并用线性回归的方法对提取出的公因子进行显著性检验。
（一）技术溢出指标体系
航空航天业是一个以现代科学为基础的高新技术产业，包括机、光、电、液综合能力的精密机械加工工业，是我国国民经济和国防建设的重要组成部分[10]。其研发成本高、风险大、周期长，具有科技含量高、连带效应强的产业特点，能够带动诸多产业的发展。理论上讲，研究技术溢出影响因素需要建立一套完整的指标体系，但为了避免信息重叠，本文根据国内外现有文献的研究成果并综合考虑我国航空航天业技术溢出的实际情况，选取如下表所示指标体系：
（二）分析方法和数据来源
因子分析是一种研究从变量群中找出共性因子的统计技术，它通过分析众多变量之间的依赖关系，探寻观测样本的内部基本结构，提取并描述隐藏在一组显性变量中无法直接测量的隐性变量，很好地发挥了降维和简化数据的作用。因子分析中的共性因子是不可直接被观测却又客观存在的重要影响因素，每一个变量都可以表示为共性因子的线性函数与特殊因子之和，即，式中为的共性因子，为的特殊因子。若满足以下条件：（1）；（2），即共性因子和特殊因子不相关；（3）各共性因子不相关且方差为1；（4）各特殊因子不相关且方差不要求相等。那么，每个变量可由个共性因子和自身对应的特殊因子线性表出，因子分析的数学模型可表示为：
本文采用因子分析和线性回归相结合的方法，研究我国航空航天业技术溢出问题。用于分析的数据主要来源于《中国高技术产业统计年鉴》（1999~2009）中航空航天业相关数据，以及《中国统计年鉴》（1999~2009）中工业企业相关数据，统计口径为我国国有及规模以上非国有工业企业。
三、技术溢出实证研究
（一）因子分析
从《中国高技术产业统计年鉴》（1999~2009）与《中国统计年鉴》（1999~2009）整理出构建量化指标体系所需数据，并按定义计算出各指标对应值，如下表所示：
利用SpSS17.0软件做出相关系数矩阵，通过指标之间的相关系数初步判断各指标相关性较高。从已建立的量化指标体系中提取公共因子，找出影响我国航空航天业技术溢出的主要因素。因子矩阵和旋转因子矩阵如表3、表4所示：
由表3、表4可知，旋转后公共因子F1、F2的方差贡献率分别为4.803和2.795，累积方差贡献率为84.424%，进一步判断公共因子F1、F2能够代表本文所设计的衡量我国航空航天业技术溢出的量化指标体系。由表4还可知公共因子F1在X1、X2、X3、X4、X5的载荷值均大于0.7，能够反映我国航空航天业科技活动经费投入能力、研发经费投入能力、新产品研发经费投入能力、科技活动人员投入能力以及科学家与工程师投入能力，因此可将F1视为影响航空航天业技术溢出的因素之一――技术投入能力；公共因子F2在X6、X7、X8、X9的载荷值均大于0.65，能够反映我国航空航天业的新产品销售收入、新产品出口能力、新产品劳动生产率以及新产品产值比重，因此可将F2视为影响航空航天业技术溢出的因素之二――技术产出能力。
（二）线性回归
本文根据该检验模型，以公共因子F1、F2的因子得分作为自变量，以其他工业企业的全员劳动生产率Lp作为因变量（具体数据见表5），构建如下回归模型：
（1）
其中Lp即除航空航天业之外的其他工业企业的全员劳动生产率，是全国国有及规模以上非国有工业企业增加值与我国航空航天企业增加值的差值同全国国有及规模以上非国有工业企业全部从业人员年平均人数与我国航空航天企业从业人员年均人数差值之比。其计算公式为：
全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数（2）
通过回归得到人均产出变量与公因子变量之间的关系方程为：
（3）
t值:(6.240)(2.886)(3.320)
p值:0.0010.0280.016
R2=0.749adjR2=0.666F=8.967
由模型估计到的参数可知，我国航空航天业的技术投入能力以及技术产出能力与其他工业企业的全员劳动生产率均存在着显著的正相关关系，技术投入能力的因子得分每提高1%，其他工业企业的全员劳动生产率将上升17.541%，技术产出能力的因子得分每提高1%，其他工业企业的全员劳动生产率将上升15.9%。
四、结果分析与政策建议
航空航天业是我国国民经济的先导产业，在人才、资金、技术等方面都有着相当大的优势，产业结构具有一定的特殊性，技术溢出也不同于其他产业。因此，本文在参照前人研究成果与研究方法的基础上，构建了一个衡量技术溢出的量化指标体系，采用因子分析的方法从中提取出最为显著和最具代表性的两个因素，即航空航天业的技术投入能力及技术产出能力。科学分析这些影响因素，有效利用技术溢出效应，有利于提升传统产业的自主创新能力、推动国家整体技术进步。对此，提出如下建议：
（1）加大航空航天业技术投入力度，保障科技研发能力的领先。2007年颁布的《深化国防科技工业投资体制改革的若干意见》等政策，明确指出国防科技工业投资体制的改革思路。2009年提出的《关于加快国家高技术产业基地发展的指导意见》等政策，也明确提出鼓励高新技术产业的发展思路。因此，同时作为我国国防科技工业和高新技术产业的航空航天业，应构建以政府投资为主、社会投资为辅的多元投资渠道，注重人力资本存量的积累和人力资源结构的优化，切实加大航空航天业的技术投入力度以保证其领先的科技研发能力。
动力工程影响因子篇9
关键词：禀赋依赖；能力水平；农民夫妻；联合迁移
一、引言
改革开放以来，我国农村劳动力的大规模外迁不仅为社会经济发展注入了新兴力量，而且为加速推动我国工业化和城镇化进程奠定了坚实基础。不过，受户籍制度限制、劳动力市场分割、社会保障制度、就业歧视、金融资源和人力资本以及社会资本等外部因素制约，迁移劳动力很难在城市中实现永久性迁移，进而出现了暂时性迁移、循环迁移或回流到农村等不稳定迁移模式。同时，当前影响农村迁移劳动力实现永久性迁移的主要因素是所依赖的禀赋条件和人力资本水平，相比于城市劳动力，农村劳动力的非农迁移能力、工作可获得性和就业层次均相对较低。但不难发现，劳动力迁移除了受外部制度环境的制约外，还会受到迁移主体禀赋依赖路径和能力水平的约束。据此，本文将农民夫妻都在家作为参照组，通过多值无序选择回归模型（muhinomialLogisticRegression），分析了禀赋依赖、能力水平以及控制变量对农民夫妻联合迁移行为的影响，其中农民夫妻联合迁移是指农民夫妻同时离开村里到城镇务工时间超过六个月。
国内外相关研究表明不同家庭禀赋和个人能力的异质性对迁移行为的选择存在较大差异性，尤其是禀赋依赖程度和个人能力异质性对农村劳动力迁移机会的可获得性具有非常重要影响。在家庭禀赋方面，格拉斯（Glass）认为衡量家庭背景好坏的标准可以从父母或家庭所拥有的政治资本、经济资本、文化资本和社会资本在内的各种社会资源来衡定。而司库尼尔（Scoones）将生计资产分为自然资本、金融资本、人力资本和社会资本四个类型。石智雷认为农村劳动力迁移与个人发展预期逐渐趋于理性，并且农民家庭禀赋形成的长期保障效应会弱化迁移劳动力融入城市的动机和行为。在能力水平方面，舒尔茨（Schuhz）指出，对大多数群体而言，天赋能力水平和分布大致趋同，但后天的学习和培训对能力的提高至关重要。贝克尔（Becker）、明瑟（mincer）结合劳动力迁移理论和人力资本理论，提出了个人技能、年龄、教育程度等人力资本变量对劳动力迁移Q策行为产生了重要影响，同时隐含地提出城乡收入差距会随着劳动力迁移而消失的人力资本迁移理论。也有研究认为，劳动力迁移是基于效用最大化的人力资本投资行为，而且劳动技能差异会导致迁移劳动力的职业分离和工资差异。但是，劳动技能的差别关键是后天获得的能力，而这种能力的获得需要有实在的、可以确定的成本，即这些成本在本质上是一种人力资本投资。另有研究认为技能型就业和高收入水平能明显降低迁移劳动力两栖流动的概率，同时家属随迁能显著增强迁移劳动力城市居住稳定性。与此同时，农村劳动力流动已成为推动中国农民群体能力变迁的重要结构性力量，农村劳动力迁移不仅收获了工资性收入，获得了技能成长路径，而且开阔了视野，增长了见识，扩展了社会网络，为农民人力资本积累和提升奠定了基础。在迁移人口市民化进程中，有研究认为农村迁移劳动力市民化的最大障碍是个人发展能力的贫困，而能力的贫困一方面是迁移劳动力个人禀赋因素导致，另一方面是由于体制和政策环境对迁移劳动力的影响，致使该群体边缘化从而失去了应有的资源和权利。也有研究认为人力资本、社会资本和地理因素对农村已婚男女从事非农工作的稳定性发挥着关键作用。
20世纪90年代初，我国农村剩余劳动力相对富足，农村劳动力迁移的初始目标是为了实现更高的收入水平，同时因对工作性质和自身非农就业能力认识欠缺，将追求预期收益作为能否接受工作的首要动机。但是，现阶段有学者提出中国农业部门不仅存在劳动力数量过剩，而且还存在劳动力质量过剩。2010年春节后，“民工荒”演变成包括劳动力输出地在内的全国性劳动力短缺，一方面，“民工荒”必然引起劳动力工资的提高，并逐步实现刘易斯转折点与库兹涅茨转折点相遇；另一方面，工资的提高同样会调整劳动力供求关系，从而减少“民工荒”发生的频率。也有学者认为，在经济发展过程中，发达地区相对于其他地区劳动力的吸引是有选择性的，需要的是熟练劳动力与高技能劳动力，也只有受过良好教育的人或熟练劳动力才能支付得起迁移费用，而高质量劳动力的注入促进了发达地区的发展，并刺激了资本等其他发展要素的需求，这又反向刺激了该地区对劳动力需求的增加。而波杰斯（Borjas）从劳动力流动决策的内生性角度出发，指出劳动力会通过自我选择机制流动到能发挥自身能力的劳动力市场，并基于个人素质高低选择收入差距较大或较小的劳动力市场。程名望等认为城镇生活适应性、技能型收益和精神收益等非经济因素对农村劳动力转移决策有显著影响，而且农村劳动力进城务工过程中技能提高程度越大，其进城迁移务工的意愿就越强烈。而且，农村劳动力迁移务工机会是由正规教育水平和长期培训所决定的，而工资水平的高低则由技能培训所决定，并且技能培训对正规教育存在一定的替代效应。
综上所述，禀赋依赖、能力水平与劳动力迁移方面的研究已引起众多学者的关注，这些研究成果为本文提供了很好的理论借鉴。与以往研究不同的是，本文以农民夫妻联合迁移行为为研究对象，深人分析家庭禀赋、个人禀赋及个人能力与农民夫妻联合迁移行为的关系及相互作用机理，探寻农民夫妻联合迁移行为的主要影响因素，不仅可以为劳动力迁移理论在我国的应用、拓展和修正奠定基础，而且可为我国农村迁移人口市民化的研究提供理论借鉴。
二、模型选择与变量选取
1.模型选择
为了检验禀赋依赖能力水平对农民夫妻联合迁移的具体影响，本文将样本分为妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移，农民夫妻联合迁移以及农民夫妻都在家四组，将农民夫妻都在家作为对照组，采用多值无序选择模型来分析禀赋依赖、能力水平对农民夫妻联合迁移的影响。模型的基本原理如下。
假设农民夫妻个体或夫妻双方第i种选择第.j个行为所能带来的随机效用为：
式（2）中，j=1所对应的选择被称为参照组（Basecategory），即农民夫妻都在家，各项选择的概率之和为1，故该模型被称为多值无序选择模型。同时，第i种选择的似然函数为：
式（3）和式（4）中，（y1=j）为示性函数（indicatorfunction），即如果括号中的表达式成立，则取值为1，否则取值为0。将所有种可能的对数似然函数加总，即得到整个样本的对数似然函数，将其最大化可得到系数估计值βmLe。
2.变量选取
（1）人力资本禀赋。人力资本投资、成长和积累是迁移劳动力能力提升的重要内容。劳动力迁移不仅可以提高劳动者的个人素质，实现人力资本的增长，还可视为提高迁移过程中资源配置效率和人力资本产出率的一种投资行为。雅各布・明瑟（Jacobmincer）认为人力资本积累和提升主要是通过后天正规教育、家庭教育、职业培训或工作经验以及劳动力市场上的流动而积累的。农村劳动力教育维度的贫困导致其无法适应市场需求，实现其永久性迁移，而且容易导致农村劳动力回流，形成逆城市化现象。劳动力健康水平不仅会影响自身迁移行为，还会对家庭其他成员的迁移行为造成影响，相p研究表明，农村劳动力自身健康状况越好，其参与非农就业概率越高，家庭其他劳动力参与非农就业的可能性越也越高。因此，本文假设处于35-45岁年龄段的夫妻，受教育程度越高且健康状况越好，越倾向于联合迁移。
（2）社会资本禀赋。社会资本对人们能否获得资源有着至关重要的作用，而资源的可获得性影响着人们拓宽与资源接触的机会，因而社会资本和资源可获性程度是实现个人可持续性发展的关键因素。农民工家庭中最初迁移者对城市信息的积累和家庭社会网络的扩大能够降低迁移成本不确定带来的风险，并促进举家迁移的发生。因此，本文假设社会资本禀赋越丰富，农民夫妻联合迁移倾向越高。
（3）经济资本禀赋。现有研究普遍认为，迁移前家庭绝对收入水平越低，劳动力流动概率越高，相对收入越低，其劳动力外出概率也越高。因此，本文假设农民迁移前经济资本禀赋越丰富，农民夫妻联合迁移倾向越低。
（4）自然资本禀赋。土地资源等因素也会对劳动力迁移决策产生重要影响，家庭耕地数量与家庭成员流动人数呈“U”型的相关关系。家庭拥有的物质资本或财富越丰厚，越有可能抑制家庭迁居决策。因此，本文假设自然资本禀赋越丰富，农民夫妻联合迁移倾向越低。
（5）能力水平。技能水平不仅会影响劳动力对收入的预期，还会影响个人转移后的主观感受、职业类型、工资收入、社会地位以及自身转移行为决策。王德文等的研究发现，各种形式的培训对农村劳动力迁移都有显著作用。劳动合同签订率越高的职位，对转移劳动力的工资歧视程度越小。因此，本文假设农民夫妻外出务工收入越高，其联合迁移的概率越高。同时假设参加过职业培训、签订了劳动合同会提高夫妻联合迁移的可能性。
（6）控制变量。安德森（anderson）、贾男和马俊龙等的研究发现，拥有农村医疗保险明显地减弱了农村劳动力外出务工的倾向。有研究发现，农村劳动力县市内迁移成为劳动者最满意的选择。农村劳动力在迁移过程中，倾向于流向离家乡较近的地方，但距离对外出的约束逐渐减弱。另外，家庭成员中是否有村干部代表了家庭在当地的社会政治地位，同时具有一定的资源分配优势，但是要维持所具有的行政性决策优势，就必须以村干部的身份从事兼业行为，并不能完全放弃村干部工作去实现迁移，这可能对农民夫妻联合迁移决策带来负面影响。因此，本文选取家庭成员中有村干部、是否参加新型农村合作医疗保险、是否参加了新型农村养老保险、离最近县市距离及村人均纯收入5个变量作为控制变量。
三、数据来源与描述性分析
1.数据来源
本文数据来源于国家社会科学基金重点项目（13aGL004）课题组于2013年7-9月和2014年8-9月的两次调查。这两次调查分别选取了湖北省仙桃市、公安县、松滋市、石首市、襄州区、宜城市、南漳县及河南省夏邑县、南召县和虞城县10市（县、区）49村852户农户进行面访式调查，共收回有效问卷845份。抽样方法采用分层抽样与随机抽样相结合的方式，每个市（县、区）随机选择2-3个乡镇，在每个乡镇随机抽取2-3村，最终在每个样本村随机调查8-10户农户。调查内容包括家庭劳动力结构、农业投入与产出、家庭收入和支出以及家庭信贷、土地流转、环保意识等方面，有效涵盖了研究所需的相关信息。
2.描述性分析
对调查资料整理后发现，845户样本中，有345户农户是农民夫妻联合迁移，占全部样本的40.82%，比例最高；妻子在家、丈夫迁移的农户样本为250户，占全部样本的29.59%；妻子迁移、丈夫在家的农户有105户，占全部样本的12.426%，比例最小；夫妻都在家的样本有145户，占全部样本的17.165%。
各变量的定义及描述性统计信息见表1。可以看出，被解释变量农民夫妻联合迁移的均值为2.957，即在平均水平而言，农民夫妻家庭约有一半以上的农户实现了迁移行为。解释变量包括资源禀赋、能力水平与控制变量三大类。每类指标又含有若干二级指标，如资源禀赋又包括人力资本禀赋、社会资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋四大方面，而人力资本禀赋又包含年龄、受教育程度与健康程度三个指标，各项指标的描述性信息在表1中都有明确反映。
四、实证结果分析
1.多重共线性检验
在对模型进行回归之前，我们注意到人力资本禀赋、社会资本禀赋、经济资本禀赋、自然资本禀赋、能力水平和控制变量内部之间可能存在相关性，因而为了避免多重共线性导致模型回归结果偏误，首先需要检验多重共线性，实质上是对解释变量之间线性关系程度的检验。变量之间的依赖程度可通过方差膨胀因子（ViF）检验，如果当ViF>10且meanViF>1时，变量内部之间存在多重共线性，那么估计量系数方差会变大，估计误差会增大。结果见表2，可以看出，各解释变量的ViF
2.多值无序选择模型回归估计结果
将农民夫妻都在家作为参照组，将禀赋依赖、能力水平以及控制变量对农民夫妻联合迁移进行了多值无序选择回归分析，从而得到对妻子迁移、丈夫在家（模型i），妻子在家、丈夫迁移（模型Ⅱ）和农民夫妻联合迁移（模型Ⅲ）的边际效应，回归结果见表3。
（1）禀赋依赖。人力资本禀赋中丈夫年龄通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家与农民夫妻联合迁移产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，丈夫的年龄每提高1岁，妻子迁移、丈夫在家与农民夫妻联合迁移倾向分别降低0.129%、0.172%。妻子年龄通过了显著性检验，同样对妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移均具有显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，妻子的年龄每提高1岁，妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别降低0.070%、0.095%、1.401%，表明夫妻p方的年龄都会对迁移行为产生重要影响，年龄越大，对夫妻联合迁移的负向影响越大。
模型Ⅱ与模型Ⅲ中丈夫受教育程度通过了显著性检验，且都对妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，即在其他条件不变的情况下，丈夫的受教育程度每提高1年，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别提高1.218%、1.301%。模型i中（妻子迁移、丈夫在家）丈夫受教育程度不显著，表明丈夫受教育程度对妻子单方迁移行为影响不明显。妻子受教育程度在三个模型中都没有通过显著性检验。表明丈夫受教育程度对自身迁移及夫妻联合迁移都有显著的积极作用，但妻子受教育程度对夫妻联合迁移的影响并不显著，一个可能的解释是目前在湖北与河南农村家庭，大男子主义还依然存在，妻子对家庭的影响力明显小于丈夫的影响力。
人力资本禀赋中丈夫健康状况通过了显著性检验，且都对妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，而对妻子迁移、丈夫在家产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，丈夫的健康状况每提高1个等级，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别提高2.308%、5.187%，而妻子迁移、丈夫在家倾向降低1.166%。同时，妻子健康状况也通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，而对妻子在家、丈夫迁移产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，妻子的健康状况每提高1个等级，妻子迁移、丈夫在家与农民夫妻联合迁移倾向分别提高2.598%、3.448%，妻子在家、丈夫迁移倾向降低4.443%。可见夫妻双方的健康状况不仅决定了本人是否能迁移，同时会影响配偶的迁移行为。
社会资本禀赋中家庭亲戚中近两年外出务工人数通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，即在其他条件不变的情况下，家庭亲戚中近两年外出务工人数每增加1人，妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别提高3.145%、3.250%、3.161%。表明社会资本禀赋能够降低迁移成本，从而社会资本禀赋的积累对农民夫妻迁移行为具有积极的正向作用。
自然资本禀赋中家庭耕地面积分别通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，家庭耕地面积每增加1亩，妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别降低0.139%、o.203%、0.232%。可能的解释是，农民夫妻拥有的耕地面积越大，放弃家庭农业生产经营，实现夫妻双方的联合或一方迁移，需要承担更高的机会成本和风险，因而实证结果符合预期，农民夫妻家庭拥有的耕地面积越大，农民夫妻迁移倾向越低。
（2）能力水平。就业行业在模型Ⅲ中通过了显著性检验，表明就业行业对夫妻单方迁移影响不显著，但对夫妻联合迁移产生了重要影响。夫妻联合迁移不仅要求较高的收入预期，同时更希望在同一地点从事同一行业，当农民夫妻的自身综合能力水平与所能从事的行业不匹配时，就可能抑制农民夫妻联合迁移，效应为负表明夫妻联合迁移提高了对就业行业的要求。月均收入通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，即在其他条件不变的情况下，月平均收入每提高1元，妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别提高2.319%、2.713%、2.609%。这一结论完全符合预期，夫妻联合迁移或夫妻单方迁移的动力就是家庭效用和收入最大化，夫妻外迁获得的工资性收入对家庭纯收入的提高起到显著作用，同时能够双向促进夫妻外出的可能性，因而夫妻月均收入越高，夫妻迁移倾向越大。是否参加过职业培训在模型Ⅲ中通过了显著性检验，即在其他条件不变的情况下，夫妻参加过职业培训会促使夫妻联合迁移倾向提高10.118%，根据边际效应的大小可知，该变量是影响夫妻联合迁移的最主要因素。迁移劳动力的职业培训会提高其人力资本积累，也可以提高劳动力边际生产力，从而提高其在劳动力市场中的竞争能力，因而参加过职业培训的农民夫妻对其实现顺利迁移，并获得稳定工作具有显著的积极作用。
（3）控制变量。家庭成员中是否有村干部通过了显著性检验，且都对妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移产生了显著的正向影响，即在其他条件不变的情况下，农民夫妻家庭成员有村干部会促使妻子迁移、丈夫在家，妻子在家、丈夫迁移与农民夫妻联合迁移倾向分别提高2.916%、7.678%、1.576%，这也与我们的预期并不一致。可能的解释是，由于村干部家庭可以充分利用其社会地位与信息资源，减少家庭成员迁移的机会成本，从而有助力于家庭成员对外迁移。离最近县、市的距离在模型Ⅱ中通过了显著性检验，表明对妻子在家、丈夫迁移产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，离最近县、市的距离每增加1公里，妻子在家、丈夫迁移倾向降低0.417%。换言之，农民夫妻家庭所在位置离最近县、市的距离越远，妻子在家、丈夫迁移的农户越可能倾向于中断迁移行为，选择都在家从事自营或农业生产的可能性增大；也越有可能倾向于改变只有丈夫迁移的模式，从而实现农民夫妻联合迁移。可能的解释是，对于妻子在家、丈夫迁移而言，离最近县城的距离越远，就越会增加丈夫回家和妻子经常相聚的迁移成本，势必会不同程度地增加往返家庭与务工地点的频率，形成增加丈夫的迁移成本的循环迁移模式，因而对其迁移行为形成了负面的影响。村人均纯收入在模型Ⅲ中通过了显著性检验，表明对农民夫妻联合迁移产生了显著的负向影响，即在其他条件不变的情况下，村人均纯收入每提高1元/天，夫妻联合迁移倾向降低0.362%。夫妻迁移最大的动机就是谋求较高的收入效应，若所处村庄人均收入水平较高，那么对城市的预期收入也就相对较低，同时也不可能体会到自身的相对贫困程度，因而村人均纯收入越高，农民夫妻联合迁移倾向越低。
五、结论与政策启示
本文利用湖北省、河南省10市（县、区）49村845户农户的实地调查数据，通过多值无序选择回归模型，将农民夫妻都在家作为参照组，分析了禀赋依赖、能力水平以及控制变量对农民夫妻联合迁移的影响。主要研究结论如下。
总体上看，禀赋依赖中人力资本禀赋、社会资本禀赋、自然资本禀赋等对农民夫妻联合迁移或夫妻单方迁移有显著影响；能力水平中的就业行业、是否参加过职业培训均对农民夫妻联合迁移行为有显著影响，月均收入对农民夫妻联合迁移行为和夫妻单方迁移行为也有显著影响；控制变量中家庭成员中是否有村干部对农民夫妻联合迁移行为和夫妻单方迁移行为有显著的正向影响，离最近县市距离对妻子在家、丈夫迁移的决策行为有显著的负向影响，而村人均纯收入对农民夫妻联合迁移行为有显著的向影响。
人力资本禀赋中农民夫妻双方年龄越年轻、受教育程度越高、健康状况越好的农户夫妻联合迁移或夫妻单方迁移的概率越高；社会资本禀赋中家庭亲戚中近两年外出务工人数越多，农民夫妻联合迁移或夫妻单方迁移倾向越高；自然资本禀赋中家庭耕地面积对农民夫妻联合迁移或夫妻单方迁移具有显著的负效应。因此，农民夫妻联合迁移或夫妻单方迁移依赖于人力资本禀赋、社会资本禀赋和自然资本禀赋条件，而经济资本禀赋条件对农民夫妻迁移行为并没有产生显著的影响。
动力工程影响因子篇10
进入21世纪以来，随着我国经济社会的飞速发展，流动人口群体正在发生分化。上个世纪八九十年代进城务工的第一代流动人口正在逐步退出城市，作为改革开放进程中成长起来的新型劳动群体―第一代流动人口的子女开始加入劳动大军并成为流动人口的主体。
当今中国经济与社会的快速发展，新生代和老一代流动人口由于出生和成长时代背景不同，从而具备了显著的不同人格特征。新生代流动人口受教育程度高，因而职业期望值高，物质和精神享受要求高，但工作耐受力低。与此同时，他们受到户籍的限制，难以扎根城市，因此，工作稳定性很差。这一问题若不及时解决，将会加剧收入差距，阻碍城市化进程，威胁社会稳定，最终影响整个社会发展。
文献回顾
对于流动人口的收入影响因素的研究有很多，主要是对于新生代流动人口收入的影响因素的研究。
例如罗锋、黄丽在2011年利用对珠江三角洲961个新生代农民工的调查数据，采用扩展的mincer工资方程，分析了影响新生代农民工非农收入水平的多种人力资本因素及其影响程度。研究结果证明了人力资本因素是影响新生代农民工非农收入水平的最主要因素。
钱雪飞在2012年描述了两代农民工收入的代际差异，综合选择了8个自身因素、8个工作因素、5个生活负担因素、10个社会资本因素，合计31个变量作为自变量，对新时代农民工进行了多元回归分析。而对于两代流动人口收入代际差异的影响因素研究较少，一般来说是将两代流动人口分为两个群体，分别对其影响因素进行研究。
例如，刘美玲在2011年基于中国家庭健康与营养调查（CHnS）2006年的成人调查数据，对农村劳动力非农就业工资决定影响因素的代际差异进行了实证分析。研究结果表明：年龄、受教育年限、性别、等变量对老一代农村劳动力非农就业工资性收入存在影响，对于新生代农村劳动力，性别和受教育年限对工资性收入的影响显著。
在学者关于两代流动人口收入的代际差异的分析中，大部分学者认为两代流动人口的收入确实存在显著差异，并对流动人口收入的影响因素做了分析，认为个体特征与人力资本的差异是造成两代流动人口收入差异的主要影响因素。
流动人口就业收入影响因素研究
（一）模型的选择
美国经济学家mincer基于劳动者的工资收入由劳动者的人力资本决定的假定，于1974年提出著名的“mincer模型”，之后此模型成为测算人力资本对工资收入影响的经典模型，国内外众多学者都结合自己的研究特色利用改进的“mincer模型”来具体研究工资收入的影响因素。mincer模型的对数工资回归方程为：
Lnw=βX+μ
其中，w表示工资率，X代表一组个人特征的向量，μ为随机误差项。本研究根据研究假设和变量的选取，对“mincer模型”进行拓展和修正，利用改进了的“mincer模型”来研究个人特征对流动人口工资收入的影响。构建的回归模型具体形式如下：
inw=β0+β1edu+β2train+β3time+β4sex+β5trade+β6age+β7age2+β8child+β9marry+μ
其中，w为流动人口的日工资收入，考虑到年龄与工资收入存在“倒U”的非线性关系，于是，将年龄的平方项也加入回归模型中。
（二）数据与变量说明
本文的数据是基于2011年国家计生委全国流动人口动态监测调查数据，在全国范围进行，按照随机原则在31个省（区、市）和新疆生产建设兵团抽取样本点，样本总量128000人。该调查给出了流动人口年龄、性别、受教育程度等详细的个人特征方面数据。在两代流动人口收入因素分析中，两代流动人口所面临的社会歧视与工作环境是一样的，造成他们收入差异的主要因素是两代流动人口的个人特征与就业观念的不同，因此，本文根据以往的相关研究，采取个人特征方面的指标并提出研究假设。
1.因变量。为了研究影响流动人口收入的的影响因素，选择流动人口的日工资率的对数做为因变量。
2.自变量。为了研究影响流动人口收入的影响因素，选择流动人口的年龄、性别、受教育程度、是否接受过工作技能培训、工作行业、每天工作小时数、家庭等因素做为自变量。
年龄。年龄是研究收入影响因素中的主要个人特征变量之一，根据贝克尔（Becker）的年龄-收入曲线，收入随着年龄的增长呈现倒U型的轨迹，因此，本文将年龄、年龄的平方两个自变量同时纳入模型中，假设预期年龄与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系，而年龄平方与新老两代流动人口的月工资收入呈负相关关系。
性别。性别是影响收入的重要个人特征变量之一。传统的人力资本理论认为，男性获得工作机会和工资收入要高于女性。因此，本文假设在其他条件相同的情况下，男性的工资水平高于女性。
受教育程度。教育水平在各种研究收入的影响因素中都占据重要地位。一般来说，教育可以提高就业人口的知识水平，获取信息等能力，进而提高工作效率，促进收入增加。因此，本文假设受教育程度与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系。
是否接受过工作技能培训。接受过工作技能培训的就业人口更容易获得工作机会，并会提高工作的稳定性。因此，本文假设是否接受过工作技能培训都与新老两代流动人口的月工资收入呈正相关关系。
工作行业。不同的工作行业，流动人口的收入相差很大，一般来说科研和技术行业收入偏高，农林牧渔行业收入偏低。因此，本研究假定工作行业因素对流动人口收入的影响有正有负。
每天工作小时数。一般来说，工作时间越长，收入应该越高，因此本文假设流动人口工作小时数与收入为正相关关系。
家庭因素。流动人口的婚姻状态和抚育子女数代表了流动人口的家庭状况，一般来说，已婚、有子女的流动人口家庭稳定，家庭负担较重，收入更高。因此，本文假定婚姻状态与流动人口收入为负相关系，抚育子女数与流动人口收入为正相关关系。
表1对模型中的各个变量进行说明，同时预期各变量的作用方向。
（三）计量结果分析
为了考察影响流动人口工资收入的因素以及新生代与老一代流动人口工资收入影响因素的不同和影响程度的差异，本研究使用SpSS11.o软件分别对流动人口整体、老一代流动人口样本、新生代流动人口的三个样本进行回归分析（见表2、表3、表4）。
结果显示，从流动人口整体的全部样本来看，除婚姻状况对工资收入不显著外，其他各变量都对工资收入起到显著地效应。其中，受教育程度、是否接受工作技能培训、性别、年龄这四个变量对流动人口工资收入的影响作用是十分强烈的。
其中，性别对新老两代流动人口的工资收入影响最为显著，整体上看，在控制其他变量的情况下，女性流动人口的工资收入与男性流动人口相差30%以上，这表明无论新生代还是老一代流动人口都存在严重的就业性别歧视。比较新老两代流动人口发现，性别因素在老一代中的影响程度更大，新生代流动人口男女工资收入差距略有缩小。
年龄对总的流动人口的工资收入有显著影响，年龄越大，流动人口的工资收入越高，年龄每增加一年，收入增加2.4%。对于老一代流动人口来说，年龄对于工资收入的影响仍然是显著的，年龄增加，收入也更高。但对于新生代流动人口来说，年龄这一个体特征对其工资收入的作用不显著。从某种意义上来说，年龄代表着工作经验，一般来说，年龄越大，工作经验越丰富。对于老一代流动人口来说，工作经验对于收入有重要作用，经验越丰富，收入越高。但对于新生代流动人口来说，工作经验对于收入并没有太大作用。
受教育程度对流动人口的工资收入有十分显著的影响。从全部样本来看，在控制其他变量不变的情况下，流动人口的受教育程度每提高一个档次，工资收入均值会相应的提高11.3%。
外出后参加职业技术培训对流动人口的工资收入有重要的影响。在流动人口的全部样本中，进城后未曾接受职业技术培训的流动人口工资收入均值要比曾接受过培训的流动人口的低9.3%，尤其是新生代流动人口参加技术培训的收益率更高。这一数据反映出新生代流动人口接受新事物快，岗前培训和在职教育对提高他们的工资收入水平更有效。
另外，抚育子女数对流动人口的工资收入有一定影响，要抚育的子女数越多，家庭负担越重，因而可能在选择工作时提更高的工资要求。尤其是对新生代流动人口来说，抚育子女给他们带来了更大的家庭压力。
总之，对于老一代流动人口来说，年龄对于收入有重要作用，年龄越大，工作经验越丰富，收入越高。但对于新生代流动人口来说，年龄对于收入并没有太大作用，新生代流动人口的收入主要受受教育程度、是否参加培训、性别和家庭负担的因素影响。
提高新生代流动人口收入政策建议
目前，我国流动人口工资收入还属于社会较低层次，增加流动人口，尤其是新生代流动人口的工资收入迫在眉睫。一方面，工资收入作为大部分新生代流动人口的劳动所得，很大程度上影响其迁移的决策，只有他们认为有足够高的收入可以弥补其迁移成本时，才会做出迁移的意愿，有了迁移意愿，就会成为潜在的城市劳动力供给，促进我国城市化建设；另一方面，流动人口的诉求正在发生巨大变化，新生代流动人口已不仅是单纯地在城市中打工挣钱，而且要在城市中消费、生活，但如果要增强流动人口消费能力，提高他们的生活水平，其根本条件在于提升就业收入水平。新生代流动人口在城市中求发展所面临的最大挑战在于，打工收入水平相对于城市生活成本来说，依然较低，难以支撑其在城市中成家立业的梦想。提升流动人口的收入水平，意味着其在衣食住行上的消费能力将会迅速增强，从而必将对城市发展产生不可低估的需求拉动作用。这一庞大而生机勃勃的劳动者群体，不仅能够在各个产业中创造巨大的财富，而且他们完全有条件、有能力成为重要的消费者群体。因此，我们应该采取各种措施，使流动人口的工资提高到合理的水平上。
为实现这一目的，本文针对新生代流动人口收入影响因素的实证研究，提出了以下提高其收入的具体措施：
（一）加大教育培训力度，提升流动人口就业能力
首先，农村基础教育的发展水平是流动人口文化程度的决定因素。新生代流动人口是一个固定在某个年龄段的群体，今天农村受教育的儿童，可能就是下一个阶段的流动人口主体，是城市的产业工人。因此，对于流动人口文化素质提高的要求，必须通过农村基础教育的增强来实现。改善农村基础教育，首先要加大农村教育投入，建设农村教育基础设施。同时，要改革教育评估方式，切实以培养人才为主，让流动人口全面提高文化素质。
另外，还要加大专业技能培训力度，提高流动人口技能素质。当前，流动人口难以适应产业结构升级、城镇化进程的需要，是造成流动人口“就业难”主要障碍之一。因此，要大幅度开展职业技能培训，提高新生代农民工技能素质，为我国制造业发展不断提供合格的产业工人。政府应当加大培训资金投入，健全和规范培训信息的渠道，并对有关培训机构给予适当培训补贴，鼓励企业对员工进行培训，成为培训流动人口的主体，高素质的流动人口劳动技能强、接受能力快，企业聘用他们也会得到更高的收益。同时，鼓励流动人口，尤其是新生代流动人口自我投资接受培训，为他们提供真实可靠的培训信息与培训机会。
（二）加快经济发展方式转变，提高个体劳动生产率
按照加快转变经济发展方式的要求，转变企业经营方式，不再以压榨工人的劳动时间与劳动强度为赚取利益的方式，而是在技术进步的基础上，不断提高单个劳动力的生产率，从而创造条件，使新生代流动人口的收入水平与经济发展实现同步提升。
（三）消除就业歧视，实现同工同酬
提高新生代流动人口收入，就要在就业方面消除各种歧视流动人口的现象，实现同工同酬，待遇均等。