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关于戏曲的谚语范文1
2、字不正听不清，腔不回不中听。
3、字不清，唱不明。
4、一台无二戏，救场如救火。
5、一台戏得合手，不合手戏准丢。
6、一天不练就回，两天不练就生，三天不练就没。
7、以熟为巧，以巧为妙。
8、艺术是件宝，不学得不了.
9、有板有眼叫戏，没板没眼叫屁。
10、有劲使在功上，有功用在戏上.
11、早扮(戏)三光，晚扮(戏)三慌。
12、台上一声啼，台下千人泪;台上一声笑，台下万人欢。
13、台上一张口，便知有没有。
14、台下静，声小也能听得清。台下动，声音再大也没用。
15、玩艺儿是假的，精气神儿是真的。
16、戏无情不动人，戏无理不服人，戏无绝不惊人.
17、学到知羞处，方知艺不高。
18、演员上了台，一步值千金。
19、要想戏路通，全靠幼时功。
20、要想艺深，就得用心。
21、一遍功夫一遍巧，一遍拆洗一遍新。
22、一日不练自己知道，两日不练同行知道，三日不练观众知道。
23、知戏文戏理，才能唱出好戏。
24、台上一分钟，台下十年功
25、台上无大小，台下立规矩。
26、四、五人能当千军万马，
27、私下练，台上见。
28、十几步能走海角天涯。
关于戏曲的谚语范文2
随着我们现代化建筑的发展，高层建筑地下层的功能越来越趋于复杂，很多开发商除利用地下层作设备间，汽车库外，还利用地下层作便民超市，仓储等。随着城市的发展，大型商业也开始把地下的广大区域划分为各种商业功能。根据《高层民用建筑设计防火规范》（以下简称《高规》），这些建筑的地下部分都应设防排烟设施。笔者通过对几个工程的设计，提出了对大区域房间防排烟系统设计的几点体会和看法。
1.每个防火分区内防烟分区的划分及系统排烟量的确定
《高规》中第8.4.2条给出排烟风机的排烟量为“担负单个防烟分区排烟或净空高度大于6.0m的不划防烟分区的房间时，应按每平方米面积不小于60m3/h计算（单台风机最小排烟量不应小于7 200m3/h）”、“担负两个或两个以上防烟分区排烟时，应按最大防烟分区面积每平方米不小于120m3/h计算。”
可见，排烟系统的排烟量与防烟分区的面积有着直接的关系。防烟分区是由挡烟垂壁、隔墙或从顶棚突出不小于500mm的梁划分的。文献[1]中，关于排烟口的设置和防烟分区的划分中有如下论述：“原则上每个防烟区都应设置排烟口，但面积较大的房间，从顶板下突出的不小于500mm的梁将房间划分出许多小防烟分区，若每个防烟分区均设排烟口，风道及排烟口数量太多。可以综合考虑多方面因素，将房间视为防烟分区，而每组梁围成的小区域只起汇集和滞留烟气的作用。”这样的大面积房间排烟系统设计时就要先根据“多方面因素”划分防烟分区，再据此确定排烟量。有的设计人员便利用这些自然梁划分为人为的防烟分区，使每个防烟分区的面积不超过最大500 m2的限度，然后按照这种人为的划分计算最大一个防烟分区面积每平米不小于120m3/h来计算排烟量。这种做法是符合《高规》的要求的，但是可能会存在一些问题。人为划定的防烟分区利用一些从顶板下突出的不小于500mm的梁作为防烟分区的界限，但划分出的防烟分区内有相同的梁，其挡烟功能是相同的，却不作为防烟分区的界限，笔者认为这样划分防烟分区其实是无法实现的。而大区域房间（如超市、商场、仓库等）里，很多情况下其主梁的高度在700mm左右，此类房间不吊顶或采用网格吊顶的情况下，梁自然地将房间划分成许多个小的防烟分区。有些设计人员则利用这些自然的防烟分区，每个防火分区内都有多个面积相对较小的防烟分区，按其中最大一个防烟分区面积每平米不小于120m3/h来计算排烟量，这样得出的排烟量往往偏小，一般不超过10 000m3/h。而系统的排烟口却很多，致使系统比较复杂。而且这样的排烟系统本身也是不切实际的，因为大面积房间的防火分区多靠防火卷帘分隔，如果一个防火分区内火灾蔓延速度比较快，即使是火灾初期烟气也很难控制在一两个防烟分区内，这样一要求多个防烟分区的排烟阀同时排烟，而系统的排烟量只能满足两个防烟分区同时排烟，显然，这种做法也是不可取的。
按照上述思路进行排烟系统设计时，防烟分区的划分是关键，它直接影响系统排烟量、排烟防火阀数量和控制的确定。然而，设计人员对于大面积房间防烟分区的划分标准（面积、地域）很难找到明确的依据，只能依靠各自的经验来进行。笔者建议规范修订时应控制大面积房间排烟系统的最小排烟量。
上述设计思路虽然符合《高规》的要求，但是由于实际运营中房间的功能划分常常与设计不符，设计人员费尽苦心划分的防烟分区不一定与实际运营状况一致。而排烟系统中，排烟量的大小对排烟效果的影响最为明显。所以，笔者认为采用增大排烟量、全面排烟的设计思路更为合理。
《高规》规定的设有火灾自动报警灭火系统，且采用不燃或难燃材料装修的情况下，地下层的商业营业厅、展览厅等最大防火分区面积允许为2 000m2，仓库不超过600m2。新修订的《建筑设计防火规范》中，规定地下商店营业厅最大防火分区面积可为2 000m2。现实设计中，许多建筑师将地下商业营业厅的防火分区面积控制的1 000m2以下。排烟系统为事故系统，不需要考虑节能，而应以安全为重。对于仓库，其可燃物很多，这些建筑的排烟系统的排烟量应采用较高值，以确保火灾时的人员疏散和扑救。
2.排风、排烟系统的合用
高层建筑地下层和地下建筑大面积房间很难采用窗井自然通风，一般都设有机械通风系统。防火分区面积不大于1 000m2时，通风系统最好按照防火分区设置，这样排风系统可与排烟系统兼用。按照大排烟量、全面排烟的思路，排风量与排烟量可能会差很多，这时可采用两个风机共用一套风管系统，排风风机吸入口设常开型70℃闭的防火阀与风机联动；排烟风机吸入口设常闭型，火灾时开启、280℃关闭的防阀与排烟风机联动。由于排烟量满足整个防火分区同时排烟的要求，所以火灾时不必关闭排风口，只要关闭排风风机、启动排烟风机即做到了系统转换。如果排风口的开口面积不能满足排烟要求，可设常闭型排烟阀，火灾时开启排烟阀加大排烟口面积即可。这样，排风系统切换到排烟系统时，动作部件最少，系统得以简化，事故排烟时的可靠性得以保证。
3.地上大面积房间的防排烟系统
目前设计人员设计单层建筑面积越来越大的大型商场时通常不设机械排烟系统。根据《高规》第8.2节关于自然排烟的规定，第8.4节关于机械排烟的规定，进深不大或建筑中心地带设有具有自然排烟条件的中庭，同时可开启外窗面积不小于该房间面积的2％时，这种处理是合适的。但是当进深超过60m，又无可自然排烟的中庭时，不管其可开启外窗面积是否不小于该房间面积的2％，都应该考虑设机械排烟系统。
4.对大面积房间排烟系统设计的一点思考
在1997年10月5日，1998年5月1日实施的《汽车库、修车库、停车场设计防火规范》（以下简称《汽规》）中，第8.2.2条给出“每个防烟分区的建筑面积不宜超过2 000m2”；第8.2.4条给出“排烟风机的排烟量应按换气次数不小于6次/h计算确定”。 《车库建筑设计规范》（JGJ100-98）第6.3.4条规定：地下汽车库宜设置独立的送风、排风系统。其风量应按允许的废气标准计算，其换气次数不应小于6次/h，其排风机宜选用变速风机。由此可见，上述规范对汽车库的排风量、排烟量的要求基本一致，即当排烟系统满足排烟量要求时，也可满足平时排风系统的排风量要求。
国内目前对地下汽车库通风、防排烟系统的设计已经有了比较成熟的经验，汽车库均为大面积区域，虽然功能不同，但与其它大面积房间的防排烟设计应有共性。下面对上述规定作一些分析。
首先，《汽规》中将防烟分区面积由《高规》的不超过500m2扩大到不超过2 000m2，这一点应该是考虑了大面积房间火灾蔓延迅速、需要较大面积同时排烟的特点的结果。
其次《汽规》中将排烟量确定为“按换气次数不小于6次/h计算确定”。汽车库较常见的层高为3～4m，这样相应的排烟量为18～24m3/(h.m2).虽然汽车库中可燃物较少、停留人员也较少，但毕竟汽车库中有易燃易爆燃料，既然其排烟量可降为18～24m3/(h.m2),那么其它大面积房间的排烟量在保证安全的前提下，是否可以据此思路适当降低，以减小工程设计及安装实施时的难度呢？目前这方面还缺少相应的设计依据，有待于各类规范的进一步完善和发展。
第三《汽规》中关于排烟量的确定根本没有提到一个排烟系统担负多少个防烟分区的问题，而是直接以换气次数计算确定。这一点应该也是适应大面积房间排烟系统设计中难以明确划分防烟分区的特点的。在其它大面积房间的排烟系统设计中，这种思路值得借鉴。
参考文献
[1] 北京市建筑设计研究编制.《建筑设备专业设计技术措施》.北京：中国建筑工业出版社，1998.
[2] GB 50045―95.《高层民用建筑设计防火规范》.
关于戏曲的谚语范文3
[关键词] 依赖结构 关系要素 治理机制 渠道关系模型
一、研究渠道关系的相关模型
1.信任承诺模型
摩根和汉特等营销学者关于关系营销的理论研究，为关系营销理论范式提供了有价值的分析框架和分析工具。他们认为，关系的构成要素有很多，诸如关系终止成本、关系利益、分享的价值、沟通、机会主义行为、信任与承诺，等等，然而，在所有的这些关系要素中，信任与承诺是最为关键的要素，基于这样的认识，他们构建了一个以信任与承诺为关键中间变量的关系营销模型（如图1所示）。
在这个关系营销的关键中间变量模型中，摩根和汉特虽然证明了信任与承诺是关系营销的核心，但并未就关系营销与治理机制的关系进行阐述与分析；关系营销关键中间变量模型固然提出了构建一般关系营销的分析框架，但该框架并未就渠道成员间的特殊关系形式做具体的针对性的分析。尤其值得注意的是，摩根和汉特的关系营销中间变量模型的一个暗含的前提假设是关系双方在依赖与权力关系上相互对等，基于这种假设，因而他们认为在一个相互对等依赖的关系中，只要构建起相互的信任与承诺，就会实现双方长期关系的建立和发展。然而现实的情况是交易关系的双方，尤其是渠道成员间的普遍的情形是渠道成员各自拥有的依赖与权力是不对等的。事实上，渠道关系中之所以存在复杂的治理机制，盖因渠道关系双方在依赖与权力上的不对等所致。正是由于这样的原因，使得关于渠道关系的制度设计呈现出不同的面貌，而渠道关系的治理机制正是渠道关系的制度安排，可见，依赖与权力是治理机制的基本构成要素。对现实的渠道关系的观察可以看到，在渠道关系中，当渠道成员间的依赖与权力的不对等时，一方常常拥有较大的主导权，另一方则在较大的程度上受制于权力较大的一方。这种依赖和权力的不对称、影响和被影响的关系，成为渠道关系中主导方的单边治理的基础并成为渠道关系冲突的根源。
2.分销商与制造商工作关系模型
该模型中的两个重要概念是“给定比较水平结果”和“相对依赖”。
安德森和纳汝斯将“给定比较水平结果”定义为：一个企业将其从一个工作关系中获得的绩效或利益(经济的、社会的、技术的)，与该企业对此前类似的关系中所形成的预期相比较后的结果。这一结果与信任、合作、满意之间构成正相关关系。换言之，一个企业从既定关系中获得的“比较水平结果”越大，该企业对关系的信任越强，合作的意愿就更强，对关系的满意度就越高。反之，则不然。
安德森和纳汝斯认为，所谓相对依赖，是指就一个既定渠道关系而言，一个渠道成员相对于其渠道伙伴所感受到的对该种关系的依赖差异。这就是说，两个处在既定渠道关系中的渠道成员对关系的依赖程度是不一样的。由于这种差异的存在，在一个既定渠道关系中，渠道成员会具有“影响渠道伙伴”或“被渠道伙伴影响”的行为差别。在渠道理论中，影响原本是权力的同义语，因而由相对依赖所产生的“影响”和“被影响”就导致了渠道关系中的权力差别。权力差别的结果可能是冲突也可能是满意。
该模型中，“给定比较水平结果”与“相对依赖”互为因果关系，给定比较水平结果越显著，参与交易关系的渠道成员对关系的相对依赖程度就越高，反之，也是同样的结果。
渠道关系中的相对依赖从两个路径影响渠道成员的满意程度。(1)“相对依赖”与“被渠道伙伴影响”正相关；(2)“相对依赖”与“影响渠道伙伴”负相关。安德森和纳汝斯认为，一个对渠道关系具有较高依赖的企业，从关系中得到的利益也相对较多，其维持渠道关系的意愿也更强，因而该企业愿意接受渠道伙伴的影响以延续关系；一个对渠道关系依赖程度不高的企业，从渠道关系中获得的利益相对较少，因而该企业可以利用其对关系相对超脱的地位要求其渠道伙伴做这样那样的行为调整，以增大关系价值进而为双方或己方带来更大的利益。
二、建立渠道关系模型
摩根和汉特的研究为关系营销理论提供了一个基木分析框架，但该分析框架未涉及到建立关系和治理机制的基础――相互依赖及其结构这一构建渠道关系的重要因素。
安德森和纳汝斯的研究均正确地指出并证明了相对依赖与依赖结构、关系行为对渠道关系的影响作用。但从关系营销的一般原理角度看，他们的研究都未将相对依赖、依赖结构与关系营销中的另一对重要变量即“信任”与“承诺”结合起来进行分析以建立渠道关系的一般模型。
但在上述模型的研究中都忽略了一个重要的变量――渠道外部环境，渠道系统本身作为一个开放的系统，必然处于一个不断变化的环境中，渠道系统能否发挥作用很大程度也取决与对外部的环境的适应。针同时本人认为有必要将关键变量“信任”、“承诺”构成的关系结构与依赖结构、治理机制、渠道形式以及外部环境这五个相关方面的关系进行链接，进而探讨这四五个方而的作用机理，从而构建一个更为现实也更为一般的渠道关系的理论分析模型（如图3所示）。
1.外部环境
渠道外部环境影响着渠道关系中的关系结构和依赖，以及渠道中的关系形式。
2.依赖结构
指的是渠道成员一方对另一方的影响程度。如果双方影响程度均衡叫做双边依赖，不均衡叫单边依赖。依赖结构是研究渠道关系的基础，它和关系要素相互影响，同时也影响到企业渠道形式的确定。
3.关系要素
渠道关系中的主要关系要素包括：权力、依赖、冲突、信任、承诺等等，渠道关系管理就是对这些关系要素及其相互作用进行管理。
4.渠道形式
渠道之间的相互联系所形成渠道模式。每种渠道关系模式，反映的是渠道成员之间的不同的权力、依赖以及信任与承诺的差异及其带来的不同的渠道管理问题与任务。
5.治理机制
各种关系要素在公司渠道，常规渠道，半一体化渠道等不同的渠道结构中具有不同的成因，表现方式与作用特点，对这些关系要素的管理形成了不同的关系治理机制，在不同的关系治理机制下，产生了相应的管理策略。
三、结论
基于上述对渠道关系的系统研究，在前人的相关文献与理论基础上,构建了渠道环境、关系结构、依赖结构、治理机制、渠道模式关联维度的“渠道关系模型”。借助该关系模型,希望能够对解读渠道模式、渠道治理,特别是实施渠道关系治理之间的关系提供一个有价值的分析框架并提供以关系为核心的渠道理论构架。
参考文献：
[1]（美）安妮・T・科兰艾琳・安德森路易斯・斯特恩阿代尔・I・艾-安瑟理:营销渠道（第六版）.电子工业出版社，2003年4月
[2]庄贵军:权力冲突与合作.西方的渠道行为理论.北京商学院学报，2001年第1期
[3]苏 勇陈小平:渠道关系.从交易型向伙伴型转变.销售与市场，2000年7月
关于戏曲的谚语范文4
［关键词］ 经济增长 金融相关比率 金融发展效率 金融发展
2008年，世界经济遭遇了近20年来最大的危机，危机的起源是美国房贷市场中堆积的大面积信用不良的次级贷款泡沫最终破裂，这次危机给全球经济以重创，正因此，全球再次将目光转向世界金融市场的领航者--华尔街，危机的爆发使得全球经济体对金融市场的发展有了更多的关注，说明金融市场的发展还是迫切需要市场和国家的监管。而危机的爆发正好暴露了监管的漏洞，对金融创新也有了崭新的理解，对金融市场与实体经济的关系有了更深入的讨论。危机中，注定要对原有的金融格局进行大的改革，而这样的改革对实体的经济的作用也是深远的。金融市场终究不能脱离实体经济而存在，但是金融市场的快速发展，其创新水平的提高，很多创新成果与实体经济的联系有所削弱，使得其发展与实体经济有所偏离，最终导致次贷危机的爆发。所以金融市场一定要有更加严厉的监管，只有这样金融市场才能更好的服务于实体经济。但是毋庸置疑的是，华尔街所代表的全球金融市场在世界各地的经济发展中都起到了举足轻重的作用，只要对其发展有更多的监管，则其整体对经济发展的贡献还是巨大的、正面的。同样的，次贷危机挫伤全球经济，不仅美国饱受其苦，我国依赖出口加工的沿海地区也受到了沉重的打击，这些地区的部分企业停产甚至关闭，大部分企业都深受其害，但从长远看，金融发展对我国经济增长的作用还是不可估量的。本文就对区域金融发展与地区经济增长的关系进行探究，并以浙江省为例进行实证分析。
一、文献回顾
关于金融发展与经济增长关系的研究始于熊彼特（1912）关于金融促进技术创新的 论述，之后肖(1955)和麦金农(1973)分别提出了金融深化和金融抑制理论，而之后的金融自由化更是将金融市场的作用进一步放大。我国不断借鉴金融发达地区的经验，逐步建立起我国的金融市场。金融的发展一定程度上解决了一些企业的资金短缺现象，使得经济活动得以顺利进行，在现代经济社会，金融的资源配置作用是不可或缺的。所以国内外很多学者对金融进行了深入研究。张（2008）对我国区域金融与经济增长关系的相关研究进行整理后得到，我国在区域金融与经济增长关系的研究主要集中在：区域金融发展与区域经济增长的关系、区域金融发展差异的研究和各区域间资金流动研究这三个方面。而我们更关心的是区域金融与区域经济增长关系的研究。以下学者均是对此进行深入探讨的，曹啸等（2002）通过格兰杰检验得出结论：我国金融的发展对经济增长是有促进作用的。而且这种作用主要是由金融资产数量上的扩张来实现的，而不是通过提高金融资产的配置效率来体现的。马瑞永(2006)对我国将我国划分为东中西三部进行实证分析得出：区域金融对区域经济增长的贡献中，中部最大，东部次之，西部最小，并对出现这样的现象进行了原因分析。吴拥政等（2009）对我国采用分位数回归统计分析的方法将地级市的区域金融对经济增长的关系进行了实证研究。叶耀明等（2010）对长三角地区的金融发展促进经济增长的“门槛”效应进行了分析，结果表明：金融发展对经济增长的促进作用已经体现出来，但是金融中心的辐射作用的第二道“门槛”还没有跨越。
本文就在这些研究成果及其他相关研究的基础上对浙江省区域金融与经济增长的关系进行实证分析。本文采用的方法是格兰杰因果检验法。
二、格兰杰因果检验方法描述
格兰杰（Granger）因果关系检验模型由2003年诺贝尔经济学奖获得者、英国著名计量经济学家格兰杰（Granger）于1969年提出，后经发展，成为学术界十分重要的判定变量间因果关系的计量方法。本文就采用格兰杰因果检验法对金融发展与经济增长关系进行分析。
此方法的基本思想是：对于两个给定的服从平稳随机过程的时间序列来说，利用序列的过去和现在的所有数据来预测，如果其预测效果好于单独由的过去数据对的预测，即如果是有助于预测精度的改善的，则称从到存在因果关系。
具体实证分析过程中须采用以下几个步骤逐步进行：第一步,对数据进行平稳性检验。格兰杰因果检验的使用前提就是要求数据必须具有平稳性。因为在现实经济生活中，时间序列数据往往都是非平稳的，如果直接对非平稳的时间序列数据进行回归分析，会产生“伪回归”问题。为避免此问题须先判断序列的平稳性,常用的判断方法是单位根检验法。第二步，协整检验。如果原始序列是非平稳的，需要进行协整关系检验。协整关系是指：如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协积的，这个线性组合被称为协整方程，表示一种长期的均衡关系，一般可以用Johansen建立的分析框架做有关协积的假设检验。即对于有些原始时间序列来说,虽然它们自身是非平稳的,但其某种线性组合却是平稳的,同样可以反映变量之间的长期稳定的比例关系。两个变量的协整关系要求它们是同阶单整的，具体是指：若原始时间序列不是平稳的，则考查其一阶差分序列和二阶差分序列是否平稳，若二者中有一个是平稳的，即说明存在协整关系，。最后，当变量之间存在协整关系时，则其至少存在一个方向的格兰杰因果关系。这时就可对变量进行格兰杰因果关系检验。
三、指标的选取及实证分析过程
1.指标的选取
（1）产出指标
最能衡量一国或者一个地区综合经济发展能力的指标就是GDP，所以产出指标选择国内生产总值GDP，为消除人力资本的影响，本文就以人均国内生产总值RGDP作为经济增长的产出指标，其中人力资本以统计年鉴中的历年从业人数来表示。
（2）投入指标
对于金融发展的相关指标，衡量一个地区金融发展程度的指标一般选取金融相关比率FIR和金融发展效率DR。FIR是一个地区金融机构存贷款数量之和除以名义GDP，这个指标是戈德史密斯认为最能反映一个国家或者地区金融结构和金融发展水平的指标。DR是金融机构贷款余额除以金融机构存款余额，这个指标反映了一个国家或者地区金融机构将储蓄变成投资的能力。保险市场和股票市场也是一国和地区金融市场的重要组成部分，但是鉴于我国保险市场和股票市场的发展与发达国家相比，还有很大的差距。并且股票市场的波动性比较大，保险市场发展程度亦不高，故这两个因素对经济增长的作用暂时忽略不计。即本文将金融发展的相关指标简化为：金融相关比率FIR和金融发展效率DR。
2.实证分析过程
实证分析过程包括单位根检验、协整关系检验和格兰杰因果检验三部分。
（1）单位根检验
单位根检验主要应用在三个方面：ARIMA模型、回归模型和协整分析。因为几乎所有水平形式的宏观经济变量都是非平稳的，因此在估计其具体的方程之前首先需要进行单位根检验，以确定其平稳性。平稳性之所以在是协整分析中必须考虑是因为：在协整分析中，协整向量中的扰动项是否具有单位根是是否可以协整分析的前提。为消除经济变量中可能存在的异方差引起的不利影响，并且考虑到在分析中取各变量的自然对数后不会改变变量之间的关系，本文对人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR和金融发展效率DR取自然对数，然后采用单位根检验方法分别对三个变量之间进行单位根检验[4]。本文对相关数据进行简单整理后，采用EVIEWS6.0的单位根检验后得到：人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR 和金融发展效率DR在原始序列的检验中均是不平稳的，但是DR在一阶微分序列中达到了平衡， 但是FIR 和RGDP均在二阶微分时才达到平稳。所以原有序列在二阶差分时都是单整的，它们之间可能存在协整关系。下面就进行协整检验。
（2）协整检验
关于协整关系的检验主要有两种方法：一种是Engle和Granger于1987年提出的基于协整回归残差的单位根检验的EG两步法；二是Johansen与Juselius于1990年提出的基于向量自回归模型的多重协整检验方法，通常称之为JJ检验，主要用来进行多变量之间的协整检验过程。本文的变量是三个，故采用后者进行协整检验，检验结果如下表1。
通过表中迹统计量检验和最大特征值统计量检验结果可以看出，以检验水平0.05的临界值判断，没有拒绝存在协整关系的零假设，说明人均国内生产总值RGDP、金融相关比率FIR和金融发展效率DR之间存在协整关系。下面就来检验三者之间的关系是不是因果关系。
（3）格兰杰因果检验
从上述研究结果表明，金融发展与经济增长之间存在协整关系，即两者之间存在长期均衡关系。下面通过格兰杰因果检验法验证二者是否为因果关系。通过eviews统计软件进行格兰杰非因果检验得到表2：
检验过程中，我们选择的滞后期为5，检验结果如表2所示。从表中结果可以看出，在95%的置信水平下，金融相关比率是经济增长原因的可能性大于98%，经济增长是金融相关比率增长原因的可能性也高达95%以上，可见二者之间存在明显的双向的因果关系。但是金融发展效率是经济增长原因的可能性还不到20%，反过来的可能性有15%左右，可见金融发展效率不是经济增长的主要原因。同时，结果显示:金融相关比率与金融发展效率之间因果关系的可能性介于25―30%之间，说明二者之间是有因果关系的，但是关系不是很显著。总而言之，金融发展效率不是经济增长的格兰杰原因，金融相关比率才是经济增长的格兰杰原因。
四、结论及建议
本文通过单位根检验、协整分析和格兰杰因果检验，以浙江数据为例分析了浙江省金融发展与经济增长的关系，得到如下结论：首先，浙江省金融与经济增长之间存在长期的均衡稳定关系，二者之间相互作用非常明显。但是金融发展效率与经济增长之间的关系不是很显著，说明我国金融市场迫切需要深化。再次，浙江省金融相关比率是经济增长的格兰杰原因，两者之间存在双向的因果关系，说明浙江省金融市场的发展对浙江经济增长具有很大的推动作用，而且经济增长的实现又反过来促进了金融市场的发展。最后，浙江省金融市场的存贷款数量是巨大的，但是金融发展效率还是比较低，并且其对经济增长的作用与经济相关效率相比，作用不太突出，针对这点，下面会对其提出一定的建议。浙江省金融发展与经济增长的第一道门槛，即区域金融与经济增长的双向因果关系已经说明，二者的发展是相互促进的，第一道门槛的跨越是资本要素市场话、金融发展健全等的共同作用下实现的。但是金融对于消费、技术创新和产业结构升级的高级金融功能还没有实现。所以浙江省金融市场还需要进一步发展以实现其高级金融功能。
从上述实证分析结果，并结合浙江省金融市场的现状，提出以下建议。
1.提高金融市场的资源配置效率
浙江省金融市场中，1978-2009年全部金融机构人民币存款余额的平均增长速度高于全部金融机构人民币贷款余额，说明居民的储蓄热情居高不下，这与我国整体情况是相符的，两者的不同增长率表现使得金融发展效率偏低。要提高金融中介的效率，需要提高优化浙江省金融市场的结构，浙江省金融市场中，还是以国有商业银行为主，股份制银行、非银行金融机构、外资银行等其他形式的金融机构偏少，浙江省应该建立健全多层次的资本市场体系，充分发挥市场自身的资源配置功能，让资金流向投资效益较高的企业，而不是仅偏向国有企业。而且，想比较而言，浙江省的非银行金融机构的发展比较迅速，但是非银行金融机构相关的机制还很不健全，需要加强监督，从而使其更好的能为中小企业的发展提供资金来源。总之，一定要提高金融中介的资产运用质量，减少不良贷款，完善相关的金融市场法律，从而使得金融市场的资源配置效率进一步提高。
2.发展资本市场和股票市场等
浙江省的经济发展水平在我国是走在前列的，浙江省2009年的人均GDP为4.46万，同年的人口数为4716.18万，但是浙江省2009年的全部保费收入仅为654.44亿，人均年保费不足1400元，说明浙江省人均保费收入非常低。保险市场是一个地区金融市场的重要组成部分，所以发展保险市场对于推动浙江省的金融市场有重要作用，所以应该多宣传保险，增长居民的投保意识，不断丰富保险品种，从多个方面的努力来推动浙江省的保险市场。这样，不仅使得人民生活质量更加有保障，而且可以减少意外事件对家庭及企业的损失，有利地完善了我国的金融市场体系。
股票市场对经济增长的作用是很显然的，我国的股票市场从最初的A股，发展到B股，中小板和创业板。创业板的推出为很多创新企业发展中的资本瓶颈提供了很好的解决方案。浙江省是民营企业发展比较快速的地区，鼓励这些企业创新，进一步上市，以使其发展水平进一步提升。当然，我国股票市场的相关机制还很不健全，对于业绩不良的上市企业还没有相应的退出机制，这些还需要国家出台相关的细则以推动股票市场的发展。当然，发展我国的债券市场、资本市场等都可以完善我国的金融市场，使得居民和企业的投资渠道更加多样化，使得金融市场可以进一步的提高地区的经济增长。
金融是现代经济的核心，所以发展区域金融、完善区域金融市场是刻不容缓的。金融市场的发展需要国家相关政策的扶持，需要地方政府彻底的贯彻执行，消除金融市场发展中的相关壁垒，充分让市场原则在金融市场中发挥作用，只有这样，区域金融才会健康发展，金融市场才能更好的促进经济增长，并进一步使得浙江省金融市场的高级金融功能较早的体现，那么浙江省的经济结构会更加合理，经济增长水平才会继续长久的走在全国的前列。
参考文献：
[1]曹啸,吴军. 我国金融发展与经济增长关系的格兰杰检验和特征分析[J],财贸经济, 2002(5),40-43
[2]马瑞永.中国区域金融发展与经济增长关系的实证分析[J],金融教学与研究,2006(2),2-4
[3]吴拥政,陆峰.区域金融发展与经济增长的实证分析--基于中国地级市区数据与分位数回归方法[J].区域金融研究,2009(3),25-28
关于戏曲的谚语范文5
关键词： 统计推断 置信区间 假设检验 拒绝域 区间估计
1.引言
数理统计是数学中的一个重要分支，具有广泛的应用.假设检验和区间估计作为两种重要统计推断方法，在金融保险、经济管理、科学研究、工程技术、质量控制乃至国防安全、灾害防治等各方面等领域的应用日趋广泛.其在科学决策中的作用也被越来越多的人所认知.表面上看，假设检验和区间估计从是两个不同的概念，但实际上它们之间的联系是很密切的，掌握它们之间的关系、各自的适用范围和应用条件，以及应注意的问题对作出正确的统计推断至关重要.本文初步探讨了区间估计与假设检验问题的内在联系和区别，讨论了如何利用置信区间解释假设检验的有关问题的新思路、新方法.
2.参数的区间估计与假设检验的内在联系
统计推断的基本问题分为两类：一类是参数估计，另一类是假设检验.它们是两个不同的统计概念，但又有着密切的联系，从某种意义上来讲，是同一问题的不同表达方式，参数区间估计与假设检验虽然提法不同，但解决问题的方法、途径是相通的，统计推断的基本思想是一样的，都是利用样本信息推断总体的性质，即用部分推断总体.它们选取的都是同一个统计量，然后计算出这个统计量落在某个区间上的概率，而据由此作出判断.利用区间估计可以建立假设检验，反之亦然.
例：设总体X～N（μ，σ■），σ■未知，试求未知参数u的区间估计.
解：选取统计量
t=■～t（n-1），按置信度1-α确定一个大概率事件
p|■|≤t■=1-α，由此得到u的置信度为1-α的置信区间为[■-■t■，■+■t■].该区间估计恰好是原假设H■μ=μ■的一个接受域，其中显著性水平为α.
对假设检验问题，则提出假设：H■∶μ=μ■；H■∶μ≠μ■，选择统计量t=■
对给定的显著性水平为α，得到一个小概率事件p|■|>t■=α，由实测值，
|■|>t■是否成立，决定是否拒绝原假设，拒绝域为|■|>t■，接受域为|■|≤t■，则结果正是u的置信度为区间估计.
3.参数的区间估计与假设检验之间的区别
参数的区间估计与假设检验的统计处理确有相通之处.某种意义上是从不同的角度回答同一问题，但两者之间又有区别，主要体现以下几点.
第一，参数估计解决的是定量问题，是多少（或范围）问题，假设检验解决的是定性问题，则判断结论是否成立的问题.各自的要求不尽相同.区间估计是确定置信度1-α（一定的概率）下给出未知参数的接受范围.而假设检验是在给定的置信水平α下，确定未知参数能否接受已给定的值.
第二，区间估计与假设检验对问题的了解程度不尽相同.假设检验原假设H■的设定对结果影响很大，其中考虑了某些非样本信息，原假设必须选有足够理由认为其成立概率很大的假设，因为没有非常充足的证据是不能轻易原假设的，而区间估计则只依据样本作出推断.因而在实际应用中，究竟选择哪种方法进行统计推断，需要根据实际问题的情况确定相应的处理方法.否则将会产生不同的结论，得出错误的统计推断.
例：已知某厂生产的维尼纶纤度服从正态分布，规定标准为纤度不低于100，某日抽取6根纤维，测得纤度为分别85，90，95，97，100，103.问能否认为这天的维尼纶是合格的？（a=0.05）
解法一：①提出待检假设：H■∶u≥100，H■∶u
②选取统计量：t=■
③对于给定的检验水平α=0.05，查表确定临界值t■（5）=2.015，从而给出拒绝域：P{t
④计算判断：易得■=95，s=6.6030
t=■=-1.8558
因统计量观察值没有落入拒绝域中，应当接受原假设H■，可以认为这天的维尼纶是合格的.
解法二：提出待检假设：H■∶u≤100，H■∶u>100
其拒绝域为（2.015，+∞），统计量的观察值也没有落入拒绝域中，理应接受H■，结论是这天的维尼纶是不合格的，为何当交换原假设和备择假设作检验时，却得出截然相反的结论呢？这主要是由样本的随机性所引起的.事实上，第一种解法的拒绝域为（t■，+∞），第二种解法的拒绝域为（-∞，-t■），两种方法的接受域有一个公共的交集（-t■，t■）.由于样本的随机性，当样本观测值落入两者的交集时，两种解法都是接受原假设，从而得出截然相反的检验结果.
假若从区间估计的角度分析，由已知条件，利用样本数据，可以算出，置信度为0.95的置信区间大约是（90，100），而所给样本数据中超过100的概率只有约5%.因而从数据来看，很难认为这天的维尼纶是合格的.区间估计与第二种推断方法结果相同，却与解法一大相径庭，其中的原因值得研究.
如果我们知道该厂的生产过程一直很稳定，装配工人技术娴熟，以往的检验很少有生产不正常的情况出现，被判定为不合格，犯错误的概率较大，则我们选择假设检验的解法一.尽管这次检验所给样本数据似乎不太理想，但经检验，我们还是有理由相信，这天的维尼纶是合格的.这时，若用区间估计的方法进行检验，则结论为这天的维尼纶是不合格的，检验并没有考虑到我们已有的非样本信息，因此该结论是不全面的.如果样本仅如例2所列，除此之外并无其他值得重点考虑的信息，则用区间估计检验，并据之判断，按区间估计的结果认为该认为这天的维尼纶是不合格的并无不当.因此，从例2的情况可知，区间估计与假设检验适用的情况应有所不同，而且假设检验中，在某些情况下，所得结论与原假设及备择假设的设定有关，这关乎单侧假设检验中原假设的设定原则问题，这里不再赘述.
综上所述，在常规情况下如果我们对问题的总体的某些非样本信息，如历史经验等有很多实际的了解，则应选取假设检验方法，如果我们对待检验问题除样本信息外的其他信息一无所知，则用区间估计方法检验较妥当，据此作出判断较客观，失误相对较少.总之，在学习和应用中，准确把握住数理统计中区间估计与假设检验这两种统计推断方法内在联系和区别是得出正确结论的关键，我们必须注意它们各自适用的范围和条件，这对作出正确的统计推断至关重要.
参考文献：
[1]邓集贤等.概率论与数理统计（下）[M].北京高等教育出版社，2009.
[2]茆诗松，王静龙.数理统计[M].上海华东师范大学出版社，1986.
[3]茆诗松等.高等数理统计[M].北京高等教育出版社，2000.
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关键词：社区工作者；职业声望；职业分析
一、基本概念与影响因素
职业声望是社会成员对各种职业地位的一种主观评价。没有职业地位，职业声望就无从谈起，如果没有职业声望，职业地位高低也就无法确定和显现，人们正是通过职业声望来确定职业地位的高低。
影响职业声望的主要因素有：第一，职业环境，包括职业的自然环境和社会环境，即工作的技术条件、空间环境、劳动强度、工资收入、福利待遇、晋升机会等。第二，职业功能，是该职业对国家的政治、经济、科学、文化水平的意义以及在社会生活中对人们的共同福利所负担的责任。第三，任职者的素质要求，包括文化程度、能力、道德品质等。职业环境越好，职业功能越大，任职者素质要求越高，职业声望就会越高。第四，职业报酬，即职业能给予任职者的各项利益，包括经济收入、福利待遇、晋升机会和权力权威等。因此，对职业声望的社会评价代表了一定地域内的职业社会价值观。
二、关于社区工作者的职业分析
第一，从职业的社会功能来分析，社区工作者运用组织动员的手段协调居民认识社区的整体需要和目标，通过计划方案和专门机构协调、整合社区居民、F体和机构，挖掘利用社区内外资源，满足社区需要、实现社区目标，以适应社会变迁。社区工作者激励和支持社区个人和群体努力改善自己社区生活的条件，鼓励居民互相、自主和解决，提升居民的各种能力。社区工作者的主要目的是满足社区的需要，解决社区问题，培养社区成员的归属感和认同感，更深层次的目的是增强居民信心、技术和社区自组织的权利，促进社区整合，改善社区环境，实现社会公平。因此，从职业的社会功能角度来说，社区工作者的职业声望应该是相当高的。
第二，从职业的社会报酬来看，所谓职业的社会报酬，即职业在政治、经济、文化等方面能赋予任职者的各项权利，比如，权力、权威、工资收入、福利待遇、晋升机会等等。就目前中国的社区工作者来说，社区工作者既不属于公务员编制体系，也不属于事业单位编制体系，就社区工作者的收入及福利待遇这一基本的社会报酬都成了社区工作者获得权力和晋升机会的阻碍条件。因此，社区工作者的社会报酬满足不了，就必然会造成了这一职业的社会声望相对较低，这也就解释了为什么职业的社会功能相当的高情况下，职业声望还是相对较低的情形了。
第三，从职业的要求上来分析，职业要求一般包括教育程度、所需的培训和必要的经验，以及拥有的证书及执照等。一般来说，职业地位随着进入职业的要求的越来越严格而不断提高，即获得该项职业的要求越来越严，则该职业的声望也就越高。就当今中国社区工作者这一职业来说，虽然在大学教育的过程中开设了社会工作这一专业，但是针对本科生毕业后是否可立即获得相应的社会工作师资格证这一说法，目前国家还没有给出明确的规定。而就当今中国社会而言，进入社区都要进行一个必要的考试，这个考试面向广大的社会成员，那么就专业的社会工作者而言，是否还有必要进行相关的考试呢？是否可以直接上岗工作呢？这种专业型社区工作人才与社区工作岗位的严重脱离，又该如何解决呢？那些已有两年社会工作经验并持有资格证的社区工作人员，是否就能替代专业社区工作者进行专业的服务呢？这些都是影响这一职业社会声望的重要因素。
三、提高社区工作者职业声望的建议与措施
1.扩大舆论，提高社区工作者在群众中的知名度
从上述的分析来看，提高社区工作者职业声望的一个重要因素就是加强舆论的宣传。首先是政府应给予大量的肯定与支持，在社区工作本土化的过程中，对社区工作给予一定的社会资源，比如财政拨款、政府购买服务等等，同时还要和一些非正式组织，比如NGO组织的大量合作，为中国的社区工作提供经验和帮助；其次，就是新闻媒体的力量，无论是电视、广播、报纸还是网络，都是宣传舆论的有效力量，积极宣传社区工作者的光辉形象，为社区工作者进一步开展社区工作奠定坚实的基础与保障。
2.增强社区工作者的收入与福利待遇，提供一个良好的发展空间
影响职业的社会声望的重要因素之一就是这个职业的收入及福利待遇。因此，社区工作者作为一个服务性行业，更应该扩大社区工作者的收入和福利待遇水平。在中国的职业编制中，将社区工作者纳入到事业单位的编制中，使其享有一定的社会保障服务，从而扩大社区工作者晋升的渠道，为社区工作创造一个良好的发展空间与环境，进一步增强了这一职业的稳定性，提高了职业的社会声望。
参考文献：
[1]李强，刘海洋.变迁中的职业声望――2009年北京职业声望调查浅析[J].学术研究，2009（12）：34-42.
[2]高顺文.我国职业声望研究二十年评书[J].华中科技大学学报，2005（04）：40-45.
