出差总结篇1

【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2

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3

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0.0180mm/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0.0448mm/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0.25~100a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0.0052~0.0453mm/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0.25~100a时，绝对方差介于0.0168~0.0736mm/min之间，平均绝对方差0.0448mm/min虽然小于规定的0.05mm/min，但其中0.25、0.33、0.5、50、100a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0.0268mm/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4

【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5

【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（PaulNewbold）.商务与经济统计[M].北京：高等教育出版社，2008：120～130