出差工作总结范文1
无法理解带队（出差一行四人）人竟然出卖自己的同事，随便让我们这些没有结婚的女孩子和那些结婚和没结婚的男人合拍照，让我难以接受，也很火。但我为了不伤及无辜还是忍了。
反思：我以前就是总是怕伤害别人，什么都忍着，委屈自己，现在虽然好了些，但是还是有时候有些话和思想还是说不出口。没那么勇敢、真实地说“不”。哎~~~~
第二站：都匀
a、同事加同伴，不明白，怎么为了自己哪小小的利益，就出卖同事加同伴呢？不明白，感觉太难以理解了。不但处处出卖同事加同伴还如此自私，自私应该有个限度啥。说的那么好、那么有责任心、那么懂得爱国顾全大局，怎么自己做不好呢？而且超级自私呢？？？狂泪~~~~~她写的东西真不想看了。。。。。。
b、某总工程师，怎么能那么不懂顾全大局、一点当领导的魄力都没有呢，连一点点责任心都没有。他不但无视劳苦职工的辛勤果实，而且超级自我，自己不干啥，就强迫他人也跟着不干啥，而且事后推卸责任。狂晕吧~~~~~~~
c、其他小角色的演绎就不谈了，无素质、无品位，无语~~~~~~
第三站：贵阳至成都的火车上
谈话间，才知道，他们那些“超成熟的人”对活泼的理解竟然加上一层“随便”的意思；沉默竟然定义为完全默认，超级无法理解~~~~~~
第四站：成都
出差工作总结范文2
关键词：劳动力市场;工资差异;性别歧视
中图分类号：F240 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）31-0162-06
引言
劳动力市场上的工资差异问题一直是劳动经济学研究的主题之一。人力资本理论认为，在现实经济中，劳动力是不同质的，劳动者在技术水平、劳动熟练程度和受教育程度等方面都存在一定差异。人力资源禀赋方面的差异，决定了劳动者所提供的劳动在质上是有差异的，这是产生工资差异的一个重要原因。补偿性工资差异理论认为，知识和技能并无差异的劳动者，在从事工作条件和工作环境不同的工作时，他们的工资也会有所差别。这种工资差异产生的原因，主要是为了“补偿”劳动者在不利工作条件和工作环境下而导致的额外付出。劳动力市场歧视理论认为，偏见和导致劳动力市场非竞争性的因素可能带来的针对某一群体的歧视，从而导致从属于不同群体的劳动者之间的工资差异。经济学者在对性别工资差异进行研究时，一方面通过发展工资差异的分解方法来分析不同劳动力群体之间存在的工资差异问题，另一方面又不断对这些工资差异的分解方法进行修正和扩展，从而将工资差异的研究推向深化。
中国改革开放以来不断变化的城市劳动力市场为观察性别工资差异提供了一个平台。总体来说，改革开放以来，女性获得了更多的就业选择。1978年城镇单位女性职工占就业人员的比重为32.9%，到2008年增长到37.6%。诸多研究表明在中国经济转型过程中性别工资（或收入）差异呈现出扩大的趋势。由全国妇联和国家统计局于2010年12月1日起联合组织实施的第三期中国妇女社会地位抽样调查结果显示，女性劳动收入相对较低，两性劳动收入差距较大。18～64岁女性在业者的劳动收入多集中在低收入和中低收入组。在城市低收入组中，女性所占比例为59.8%，比男性高19.6个百分点;在城市高收入组中，女性仅占30.9%，明显低于男性。数据同时揭示，城市在业女性的年均劳动收入仅为男性的67.3%，且不同发展水平的京津沪、东部和中西部地区的城市劳动力市场上，在业女性的年均劳动收入均低于男性。
本文利用2009年中国营养与健康调查城市地区成人数据库的样本，运用Oaxaca（1973）工资差异分解法和Cotton（1988）工资差异分解法，通过对控制变量的选取，采用不同的方式设定工资方程中的解释变量，并对男女劳动力群体的工资方程进行回归，再根据估计结果分解出性别工资差异中可归为歧视效应的部分，并计算歧视系数。
一、数据和研究方法
（一）数据来源
本文的数据来源于中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey）数据库。该数据库是由美国北卡罗来纳大学教堂山校区的罗莱纳州人口中心（the Carolina Population Center at the University of North Carolina at Chapel Hill）和中国疾病控制和预防中心的国家营养和食品安全所（the National Institute of Nutrition and Food Safety，and the Chinese Center for Disease Control and Prevention）合作建立的一个抽样调查数据库。CHNS采用分层、多级、整群随机抽样，以家庭为样本单位，调查范围从北到南覆盖了黑龙江、辽宁、山东、河南、江苏、湖北、湖南、贵州、广西这9个具有不同地理特点和经济发展程度的省份。
本文选取2009年CHNS的截面数据来考察中国城市劳动力市场上的性别工资差异状况，由于本文关注的重点是城市劳动力市场，因此去掉了所有农村地区的样本，只保留了城市地区成人数据库中非农就业者的样本，并剔除了缺失基本个人信息和相关就业、收入信息的样本观测值，所获得的信息完备的样本数为1 102个，其中男性样本数650个，女性样本数452个。
（二）Oaxaca（1973）和Cotton（1988）性别工资差异分解方法
Oaxaca（1973）依据Becker的劳动力市场歧视理论，结合工资决定方程，提出了两群体间工资差异的分解方法。分析过程如下：
Oaxaca（1973）将歧视系数定义为：
其中：（Wm/Wf）表示劳动力市场上可观测到的男女工资率之比，（Wm/Wf）0表示不存在歧视时的男女工资率之比。
将等式两边分别采用对数的形式表示，（1）式可变换为：
ln（D+1）=ln（Wm/Wf）-ln（Wm/Wf）0 （2）
（2）式中工资差异被分解为两部分，其中ln（Wm/Wf）0表示不存在歧视的情况下，两群体的工资差异;ln（D+1）表示歧视导致的工资差异，即劳动力市场中歧视的程度，ln（D+1）/
ln（Wm/Wf）则度量了歧视对性别工资差异的解释能力。
由于ln（Wm/Wf）0是不可观察的，因此Oaxaca（1973）对此做出了两种假设，一种假设认为，在不存在歧视的情况下，劳动力市场上的工资结构是以男性为基准的，即无歧视的情况下男性群体面临的工资结构也适用于女性;与之相反地，如果认为不存在歧视的情况下劳动力市场上的工资结构是以女性为基准的，就可以得到另一种假设。
为了估计男性和女性群体的工资结构，使用最小二乘法对工资方程进行回归可得：
其中，Wm和Wf分别表示男性和女性群体小时工资的均值;X′m和X′f分别表示男性和女性群体的劳动力特征均值向量，m和f分别表示男性和女性群体的工资方程回归系数向量。
则性别工资差异的分解式可以表示为：
在Oaxaca（1973）给出的以男性和女性这两种工资结构为基准的假设下，（6）式中的ΔXm和（7）式中的ΔXf 代表的就是不存在歧视情况下的男女工资率之比，即ln（Wm/Wf）0，其影响可以用歧视系数D来表示。
由此就可以将性别工资差异分解为两部分：一部分是由不同群体的劳动力特征差异所导致的工资差异;另一部分则是由劳动力市场歧视导致的工资差异。
Oaxaca（1973）的分解方法是衡量工资差异的经典分解方法之一，在工资差异和歧视问题的相关研究中得到了广泛的应用。然而，该方法存在着要如何对作为劳动力市场无歧视时的工资结构进行选择的问题。Cotton（1988）对Oaxaca的性别工资差异分解方法进行了改进。Cotton认为应该首先估计无歧视的工资结构，然后将其作为参照进行工资差异的分解。因而，在Oaxaca分解方法的基础上工资差异的分解式又可进一步表示为：
其中，β*表示无歧视时的工资结构。
（8）等式右边的第一项表示可由观测到的劳动力特征差异来解释的性别工资差异，第二项表示男性劳动群体成员特征价值被高估所导致的性别工资差异，第三项表示女性劳动群体成员特征价值被低估所导致的性别工资差异。第二项和第三项之和即为劳动力市场歧视所导致的性别工资差异。
对于无歧视时的工资结构系数β*的估计，Cotton提出将每个劳动力群体的人口比重作为其工资结构的权重来进行计算，即：
其中pm 和pf分别表示男性和女性劳动力在劳动力总人口中所占的比重。
以上的Oaxaca（1973）性别工资差异的分解方法以及Cotton（1988）对其进行改进后的分解方法，其基本思路都是将性别工资差异分解为可由个人特征解释的部分和无法由个人特征解释的部分，通过将可由个人特征解释的工资差异从总体性别工资差异中扣除求得余下的不可解释部分，从而衡量出“歧视”的大小。
二、性别工资差异的实证分析
以下通过对不同控制变量的选取来估计工资方程，再根据工资方程回归和估计的结果，运用Oaxaca（1973）分解法对性别工资差异进行分解。
首先，将仅针对个人特征变量进行回归的工资方程设定如下：
lnW=β0+β1edu+β2exp+β3expsq+β4hhsize+β5mar+β6pro+ui
其中，lnW为小时工资的自然对数;edu为受教育年限;exp为潜在的工作经验年数，潜在工作经验年数的计算方法是将个体的实际年龄减去受教育年限再减去6，即得到作为工作经验的年数。expsq为工作经验年数的平方项;hhsize为家庭规模，即被调查样本中个体的家庭人口数;mar为婚姻状况虚拟变量，在婚为1，否则为0，非在婚的状况包括未婚、离婚、丧偶、分居及其他情况;pro为省份变量，设立江苏、山东、河南、辽宁、湖北、湖南、黑龙江和广西虚拟变量（贵州为参照组）;ui为随机误差项。
仅对个人特征变量进行回归的工资方程的最小二乘估计结果（如下页表1中系数（1）、系数（2）所示）。
根据中国职业分类大典的标准，结合所使用的样本数据的特点，本文把职业划分成以下六个大类进行分析，其分别为专业技术人员、管理人员、办事人员、工人、服务业人员以及其他职业。
将控制了职业相关变量的工资方程设定如下：
lnW=β0+β1edu+β2exp+β3expsq+β4hhsize+β5occ+β6sta+
β7own+β8mar+β9pro+ui
加入的与职业相关的控制变量为：
一组职业类别的虚拟变量occ，包括专业技术人员、管理人员、办事人员、工人、服务业人员（以其他职业类别作为参照组）;一组工作岗位类型虚拟变量sta，包括为他人或单位工作的长期工、为他人或单位工作的合同工，以及其他（以个体经营者为参照组）;一组所有制虚拟变量own，包括国营单位和集体单位（以私营单位为参照组）。
使用最小二乘法对控制了职业相关变量的工资方程进行回归，回归结果（如表1中系数（3）、系数（4）所示）。①
从表1的回归结果可以看出，无论是否控制了职业变量，女性的教育回报率均高于男性。具体来说，若只对个人特征变量进行回归估计，可知在其他条件相同的情况下，受教育年限每增加一年，女性的工资提高10.5个百分点，男性的工资提高9.23个百分点;若控制了职业相关变量，由回归结果可知，其他条件相同的情况下，受教育年限每增加一年，女性的工资提高4.75个百分点，男性的工资提高4.63个百分点。工作经验对男性的影响不显著;而在控制了职业变量的情况下，女性的工作经验回报显著为负，这说明年龄大的女性在收入方面处于比较不利的地位。从职业类别来看，男业人员的工资收入相对较低，女性专业技术人员的工资收入相对较高;从工作岗位类型来看，男性个体经营者的收入要明显高于长期工、临时工及其他类雇佣类型，这可能是源于个体经营者需要在工作中投入更大的精力和一定的资本，而女性作为长期工则会在工资收入方面处于相对有利的位置;从所有制类型来看，男性在国有单位的工资水平要明显高于私营单位，而女性在集体单位的工资水平要明显低于私营单位。
运用Oaxaca工资差异分解法，分别对不控制和控制了职业变量的工资方程回归结果进行分解，可以分解出劳动力特征差异以及人力资源禀赋对性别工资差异可解释的影响，加总可得性别工资差异可解释的部分ΔX′，进而可求出歧视系数。具体的性别工资差异分解结果（如下页表2和表3所示）。
“男性回归系数”表示利用Oaxaca分解法而基于歧视存在时女性的工资被压低的假设;“女性系数”表示利用Oaxaca分解法而基于歧视存在时男性的工资被抬高的假设;采用Cotton分解法加权后的工资回归系数则是基于歧视存在时男性的工资被抬高的同时女性的工资被压低的假设。由Cotton性别工资差异分解结果可知，男女小时工资收入自然对数的均值差异为0.279，在不控制职业相关变量的情况下，总差异中的0.0246（占总差异的8.80%）可以被劳动力个人特征或人力资源禀赋差异所解释，其余的0.2544（占总差异的91.20%）为不可解释的部分，可归为劳动力市场歧视的作用;在控制了职业相关变量的情况下，总差异中的0.0645（占总差异的23.13%）为可解释部分，其余的0.2144（占总差异的76.87%）为不可解释的部分，可归为劳动力市场歧视的影响。显然在控制了职业相关变量的Oaxaca以及Cotton工资差异分解结果中，性别工资差异可解释的部分显著增加了。通过对性别工资差异的进一步分析可以发现，无论是否控制了职业相关变量，经验因素都对扩大男女之间的工资差异起到了主要作用，教育因素都显著地缩小了男女之间的工资差异，说明提高受教育水平有助于缓解针对女性的工资歧视。
结论
依据2009年中国健康与营养调查城市地区成人数据库的样本，运用不同的方法对性别工资差异进行分解。在控制职业相关变量的情况下，比较 Oaxaca（1973）工资差异分解法和Cotton（1988）工资差异分解法分解结果可知：以男性工资结构为基准采用Oaxaca分解法对男女工资差异进行的分解，不可解释的部分占总体性别工资差异的比重为72.45%;以女性工资结构为基准采用Oaxaca分解法对男女工资差异进行的分解，不可解释的部分占总体性别工资差异的比重为83.22%。采用Cotton分解法的加权后的无歧视工资结构作为参照，来对性别工资差异进行分解，得出的不可解释的部分占总体性别工资差异的76.87%。对Oaxaca分解法加以改进后的Cotton分解法，估计出的歧视程度，大于通过Oaxaca男性指数分解所得的歧视程度而小于通过Oaxaca女性指数分解所得的歧视程度。
从前文的分析中可以看出，城市劳动力市场上对女性的工资歧视，已成为一个不容忽视的问题。为了更大限度地减少性别工资歧视的现象，政府应当大力发展教育和培训事业来提升女性的人力资本水平，尤其是工资水平较低的女性的人力资本水平，来增强女性在劳动力市场中的竞争能力，改善女性在劳动力市场上所处的不利地位。此外，还应当进一步完善保护女性劳动权益的法律体系并健全劳动力市场监督机制。通过制定和完善法律法规，来约束用人单位的行为，对建立劳动关系、确定工资报酬、职工培训、职位晋升、保险福利待遇等问题加以规范。同时，还要加强对保护女性劳动权益的法律法规的宣传和普及，以提高社会尤其是女性对公平就业的法律意识和自我保护意识。
参考文献：
[1] Becker，G.“The Economics of Discrimination”，Chicago：University of Chicago Press，1957.
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出差工作总结范文3
Abstract: Currently, the main construction contracts for coal-fired power projects are usually adjustable total price contract, and that is, the contractor assumes the risk within the scope of the contract. As for the claims of risk beyond the scope of the contract, managers of the construction units often need to spend a lot of time and effort to settle. Therefore, this article is standing on the perspective of managers of the construction unit to discuss the basis principles which the final settlement of construction contracts should comply with, the principles development of the final settlement, the practice handling of the final settlement, and so on. The purpose of this article is expecting to provide useful reference and inspiration for managers of the final settlement of construction contracts.
关键词:施工;合同;结算;管理
Key words: construction;contract;settlement;management
中图分类号:TU71文献标识码:A文章编号:1006-4311(2010)31-0098-02
1概述
施工合同竣工结算是指施工企业按照合同规定的内容全部完成所承包的工程,经验收质量合格,并符合合同要求之后,向发包单位进行的最终工程价款结算。
建设工程施工合同类型以付款方式可以分为总价合同、单价合同、成本加酬金合同。总价合同又分为固定总价合同、可调总价合同。目前火力发电建设项目主体施工合同通常采用可调总价合同,即承包人承担合同约定范围内的风险,对于超出合同风险范围之外的由发包人承担的风险部分往往需要建设单位管理人员花费大量时间和精力来进行结算。因此,施工合同竣工结算工作是建设单位工程总结算工作的重点和难点,决定着整个工程的总结算进度和竣工决算进度。
2施工合同竣工结算应遵循的基本原则
2.1 任何工程的竣工结算,必须在该工程完工、经交接验收并提出竣工验收报告以后方能进行。对于未完工程或质量不合格者,一律不得办理竣工结算。对于竣工验收过程中提出的问题,未经整改达到设计或合同要求,或已整改而未经重新验收认可者,也不得办理竣工结算。当遇到工程项目规模较大且内容较复杂时,为了给竣工结算创造条件,应尽可能提早作好结算准备,在施工进入最后收尾阶段即将全面竣工之前,结算双方取得一致意见,也可以开始逐项核对结算的基础资料,但办理结算手续仍应到竣工以后,不能违反原则擅自结算。
2.2 工程竣工结算的各方,应共同遵守国家有关法律、法规、政策方针和各项规定,要依法办事。
2.3 工程竣工结算,一般都会涉及许多具体复杂的问题,要坚持坚持实事求是,要针对具体情况具体分析,从实际出发,对于具体疑难问题的处理要慎重要有针对性,做到既合法又合理,既坚持原则又灵活对待,不得以任何借口和强调特殊原因,高估冒算和增加费用,也不得无理压价,以致损害相对方的合法利益。
2.4 应强调合同的严肃性,合同是工程结算最直接、最主要的依据,应全面履行工程合同条款,包括双方根据工程实际情况共同确认的补充合同或协议。但是依法必须招标的工程项目签订的补充合同或协议不得违背原合同的实质性内容。同时,应严格执行双方据以确定合同造价的包括综合单价,工料单价及取费标准和材料设备价格等计价方法,不得随意变更,变相违反合同以达到某种不正当目的。
2.5 办理竣工结算,必须依据充分,基础资料齐全。具体包括:设计图纸、设计修改手续、现场签证单、价格确认书、会议纪录、验收报告和验收单,其他施工资料,原施工图预算和报价单,甲供材料、设备清单等,保证竣工结算建立在事实基础上,防止走过场,或虚构事实的情况发生。
3施工合同竣工结算管理
3.1 施工合同竣工结算原则的制定建设单位基建计划部门应在竣工结算工作之初以合同为基础同施工单位协商制定竣工结算原则,上报上级主管部门批准并经甲乙双方签字确认后下发执行。由于种种原因,合同中不可能对所有事项做出明确约定,因此需要在合同结算原则中对相关条款进行明确和细化,如调整费用结算应采用的具体定额、取费标准、材料信息价格时间、造价调整文件等,以使工程竣工结算工作更具操作性。
结算原则的制定应该尽量公平合理,对重大争议问题可以暂时回避,不体现在结算原则中,而作为单独问题单独处理,这样可以尽可能的与施工单位达成一致意见,有利于下一阶段结算工作的顺利开展;同时,在竣工结算工作中也应该尽量避免在细微的问题上过于计较致使牵扯太多精力,应该抓大放小,把工作重点放在费用较大的工程量差、委托项目等问题的审核处理上。
3.2 施工合同竣工结算实务处理对于可调总价施工承包合同而言,合同价格之外的调整部分的结算审核工作,主要可以分为以下三个层次进行:
3.2.1 合同条款(或招标文件)中明确约定可以调整和调整办法的部分。该部分一般为设计变更、变更设计、签证、委托和材料价差的调整。
3.2.1.1 设计变更、变更设计、签证、委托的调整例如,根据合同规定:“每项变更,即一份施工图设计变更,引起建安工程基本直接费增减在10万元及以上的变更予以调整。(设计变更调整办法另行制定)。变更设计、签证和委托经审批通过后予以调整(变更设计、签证及委托调整办法另行制定)。”因此,我们可以按照合同的明确约定进行相应合同价格调整。此部分结算要注意对是否属于施工合同承包范围的审核,有些项目虽然应经基建工程部门签发工程联系单但经基建计划部门审核属于合同承包范围内的,不应另行结算。通常设计变更、变更设计的结算办法是不同的,因此我们还要按照定义严格区分设计变更和变更设计,这也是工程审计审查的重点之一。设计变更通常是针对设计上出现的错漏碰现象由设计单位出具设计变更单的变更行为,变更设计则通常是建设单位提出的提高标准、材料代换等变更行为。
3.2.1.2 材料价差的调整例如,根据合同规定:“材料价差只调整建筑材料中的水泥、型钢、钢筋增减超过±3%的部分,其他建筑材料和安装材料一律不予调整,调整依据为当地当期市场信息指导价。”材料价差的调整工作首先需要收集施工期间的当地信息指导价,与投标期指定的信息价进行差异测算,找出满足调整材料价差条件的时间段;然后分别对不同时间段的工程量进行统计(工程量应以施工图工程量为准),再根据定额材料含量测算出合理的施工材料用量;最后根据得到的材料用量和价格差异计算汇总出需要调整的各项材差费用。在实际操作中,对于材料价格变化不大的时期可以合并计算材料用量,统一计算材差调整费用,以简化结算工作量。
3.2.2 合同条款(或招标文件)中虽明确约定可以调整,但无具体调整办法的部分。
例如,根据合同规定:“本工程施工过程中的工程量差原则上不予调整,若实际发生的增减数量较大,本着风险共担的原则,由招标人研究考虑做相应的增减调整。”
工程量差主要是指招标阶段与施工图阶段之间产生的设计差异,包括方案变化、标准变化以及工程量的增减等都应按工程量差进行考虑。
由于合同中留了活口但又未明确具体调整办法,因此此项费用应该是施工单位重点索赔的部分。建设单位一方面要对施工单位提出的索赔进行认真审核,重在索赔依据和索赔费用的审核;另一方面也应该积极的进行反索赔,将存在的负向工程量差找出来,作为与施工单位谈判的筹码,同时也是直接降低工程造价的有效手段。在平时的管理工作中就应该注重此方面资料的积累和测算。在竣工结算阶段更要将正负量差的计算和审核工作做深、做细。
要想知道工程量差到底有多大,而不是仅仅听施工单位的一面之词,只有通过施工图预算来实现,因此在工程建设过程中就应着手开展施工图预算的编制工作,尤其是可能存在较大工程量差部分的测算工作,主要包括主厂房钢筋含量、主厂房钢结构、中低压管道、输煤栈桥、全厂综合管架、地下管网等,这样在工程竣工结算阶段就能大大加快我们的工作进度。
同时,在目前各建设单位技经人员人手和能力不足的情况下,还可以委托有资质的造价咨询单位配合工程竣工结算工作,协助建设单位完成设计变更、变更设计、签证、委托、材差、量差等调整项目的工程量及费用审核工作。
3.2.3 合同条款(或招标文件)中未明确约定可以调整或明确约定不予调整的部分。
由于工程的特殊性,每个工程都会存在一些特殊的需要解决的问题,这些往往是我们制定的结算原则中没有涉及的争议项目。例如,由于当地砂石料质量不符合要求而按甲方指定地点购买的,施工单位要求调整材差,而施工合同中明确约定地材是不予调整的;或者因甲方原因造成工期拖延,施工单位要求窝工、赶工费用索赔;或者施工单位对发生的特殊施工措施费用提出索赔;或者对于不调差材料因价格飞涨造成施工单位无法承受引起的费用索赔等等。合同中往往对上述情况约定不明或者约定不予调整,该部分由于不属于可调总价承包合同可以调整的因素,因此我们处理起来要格外慎重,但是不等于我们对施工单位的索赔就完全不予理睬。
我们一方面要严格依据原合同约定,一方面也要本着实事求是的态度,严格进行情况分析,对于确属施工单位在投标期间难以预见的风险或是超出施工单位承受能力的,可以按照原合同约定属于显失公平的情况对原合同条款进行适当修改,据此对施工单位给予适当补偿调整。
3.3 施工合同竣工结算其他注意事项施工合同竣工结算除了要依据合同条款,对上述主要合同结算事项进行严格审核外,还应注意对合同履行过程中的各项扣款、罚款的统计处理,保证竣工结算工作的完整、准确。
物资供应部应在竣工结算工作中做好施工单位超领甲供材料以及应从合同价款中扣回甲供材料的工程量的统计,还应完成委托施工单位采购甲供材料的数量和价格的审核确认,提交基建计划部门进行费用审核确定及调整合同结算价款;基建工程部应完成对设备缺陷处理手续的确认,对施工合同履行过程中的各项因质量、安全等问题引起的扣款和罚款进行统计;财务部应对施工单位履行合同期间使用的水电费进行扣款统计。
以上所有事项均应提交基建计划部进行统一结算处理,基建计划部门作为施工合同竣工结算的牵头负责部门,应严格按照合同条款、补充合同(或协议)和结算原则,对合同各项变更、签证、委托、材差调整、量差调整、扣款、罚款、奖励、安全保证金、质保金等费用进行全面汇总,计算出最终施工合同竣工结算价款。
最后施工单位应按照建设单位审定的竣工结算价款上报最终版工程竣工结算报告,经施工单位、监理单位、造价咨询单位(如有)及建设单位四方签字盖章后,由建设单位财务部门履行相应竣工结算付款手续,施工合同竣工结算工作最终完成。
出差工作总结范文4
关键词:不对称互补;恒跨导;轨对轨;运算放大器
中图分类号:TN32文献标识码:A
文章编号:1004-373X(2009)19-181-03
Constant-gm Rail-to-Rail Input Stage Based on Non-symmetrical Complementary
LIU Jingshu,WU Qirong,GONG Min
(Province Key Lab of Microelectronics,School of Physical Science and Technology,Sichuan University,Chengdu,610064,China)
Abstract:An architecture based on non-symmetrical complementary to attain a constant-gm over the whole common mode is proposed.There are two methods,one is PMOS differential pair is beginning to work when NMOS is off,and another is NMOS differential pair is beginning to work when PMOS is off.Under the process of SMIC 0.18 μm,such kind of input stage is designed and simulated,the circuit is simple and can attain a more smooth GM,and it is suitable for as input stage of rail-to-rail operational amplifier.
Keywords:non-symmetrical complementary;constant-gm;rail-to-rail;operational amplifier
0 引 言
在现代深亚微米CMOS工艺中,功耗和工艺要求单电源供电的电压越来越小,但是由于阈值电压并不能同比例地减小,使得传统单差分对放大器工作范围与供电电压越来越小。例如,在0.6 μm的工艺中,单电源供电电压为5 V,阈值电压约为0.7 V,工作范围为供电电压的86%;在0.18 μm的工艺中,供电电压为1.8 V,阈值电压约为0.4 V,工作范围为供电电压的78%。随着工艺的进一步发展,供电电压越来越小,工作范围的比例也将越来越小。共模范围的减小,使单差分对放大器处理信号的能力减小。NMOS差分对和PMOS差分对并列作为互补输入级可以实现工作电压范围从最高电压到最低电压,但是简单的并列会使输入级的跨导产生两倍的变化,从而增加了输出级频率补偿的难度。
本文基于一个差分对截止,另一个差分对才开始工作的想法,提出了一种不对称互补输入级结构。
1 简单互补结构及输入级总跨导的变化
图1给出了简单互补的结构图,图2给出了输入级总跨导的变化。
图1 简单连接的互补输入级
图2 简单连接的互补输入级跨导的变化
在工作区域1,只有PMOS差分对工作,其总的跨导:
Gmt=Gmp=Gm
(1)
在工作区域3,只有NMOS差分对工作,其总的跨导为:
Gmt=Gmn=Gm
(2)
在工作区域2,PMOS差分队和NMOS差分对同时工作,其总的跨导为:
Gmt=Gmn+Gmp=2Gm
(3)
有多种方法可以实现在工作范围内恒跨导[1-4],主要有控制两个差分对的电流和电平位移,其本质都是两个差分对的对称互补。不对称互补输入级结构有两种实现方法,一是NMOS差分对截止后,PMOS差分对才开始工作,N主P辅输入级。
另外一种是PMOS差分对截止后,NMOS才开始工作的,P主N辅输入。相对于对称互补,在总的跨导上有两个起伏变化,本文提出的不对称互补在总的跨导上只有一个起伏变化,因而更适合应用于要求恒跨导的放大器中。
2 恒跨导轨到轨输入级
在简单连接互补输入级中,NMOS差分输入对的工作范围是Vgsn+Vdsatn~Vdd,而PMOS差分对的共模输入范围是0~Vdd-Vgs-Vdsat。基于这两个前提,可以设计两种不对称的互补的轨对轨差分输入对。第一种是以PMOS差分对为主差分对,NMOS为辅差分对,在共模输入范围为0～Vdd-Vgsp-Vdsatp时,Gmt=Gmp,共模输入范围为Vdd-Vgsp-Vdsatp～Vdd时,Gmt=Gmn;第二种是以NMOS差分对为主差分对,PMOS为辅差分对,在共模输入范围为Vgsn+Vdsatn～Vdd时,Gmt=Gmn,在共模输入范围为0～Vgsn+Vdsatn时,Gmt=Gmp;这里使用以齐纳二极管连接的两个MOS管达到此控制目的,如图3和图4所示,现分别介绍。
2.1 P主N辅的输入级
分析图3所示的PMOS为主差分对,NMOS为辅差分对的输入级电路。当共模电压足够低时,NMOS差分对截止,电流境MR3的电流全部流过以齐纳二极管连接的MC1和MC2,此时NMOS差分对的阈值电压为:
Vthn=Vthn0+γ(2ΦF+Vdsr3-2ΦF)
(4)
栅源电压为:
Vgs=Vin-Vdsr3
(5)
随着共模电压的增大,只有:
Vin>Vdsr3+Vth0+γ(2ΦF+Vdsr3-2ΦF)
(6)
NMOS差分对才导通工作。使式(6)等于PMOS差分对的截止电压Vdd-Vgsp-Vdsatp,则实现了两个差分对的不对称互补。以齐纳二极管连接的Mg1和Mg2的作用是正反馈关断电流。当共模电压大到使NMOS差分对导通时,使MR3的等效电阻减小,Vdsr3的电压升高,gc的电压也跟着升高,这样PMOS管Mg1的栅源和源漏电压减小,Mg1和Mg2的等效电阻增大,从而使电流境的电流更多地流向NMOS差分对,最终结果是使NMOS差分对的跨导上升得更陡。求得Vdsr3之后,可以通过以下的办法大致确定齐纳二极管的宽长比。
首先,对于PMOS,有:
Ip=(1/2)μpCox(W/L)p(Vdd-Vp-Vthp0)2
(7)
对于NMOS,有:
In=(1/2)μnCox(W/L)n(Vg-Vdsr3-Vthn)2
(8)
令:
In=Ip,且令μn(W/L)n/μp(W/L)p=M2,则可以解得:
Vg=[Vdd-Vthpo+M(Vdsr3-Vthn)]/(M+1)
(9)
图3 P主N辅的输入级
选取合适的M值,得到Vg值,从而代入式(7)和式(8),得到合理的PMOS管和NMOS宽长比。
2.2 N主P辅的输入级
图4所示为NMOS为主差分对,PMOS为辅差分对的输入级。
图4 N主P辅的输入级
当共模电平足够高时,NMOS差分对截止,电流境MR5的电流全部流过以齐纳二极管连接的MOS管MC1和MC2。设置MC1和MC2的宽长比使得NMOS差分对导通时,PMOS差分对截止,这样就实现了N主P辅的输入级。其分析方法和P主N辅的输入级相同。
3 仿真结果和讨论
图5和图6分别是用HSpice仿真这两种电路结构的输入跨导随共模电压变化的结果。由仿真结果可以看出,输入级的总跨导在整个共模输入电压范围内只PMOS差分对和NMOS差分对一个截止另一个开启处有一个起伏变化。而对称互补的输入级电路,如文献[1]和文献[2]提到的两种方法,则在PMOS截止和NMOS截止共有两个起伏变化。从电路结构方面来说,基于不对称互补的电路更加简单。
图5 P主N辅输入级跨导的变化
图6 N主P辅输入级跨导的变化
文献[1]中的方法要用到6个MOS管,并且限制在弱饱和区;文献[2]中的方法必须另加一些控制电路才能使总跨导变化小于13%。本文提出的方法,在整个输入范围内只有一个起伏变化,并且可以应用到饱和区,因而可以应用到高带宽高转换速率的恒跨导放大器中,且方法简单。在应用中,可以根据具体情况和PMOS差分对和NMOS差分对的特点来选择不对称互补输入级的两种实现方法。
不对称互补的输入级是基于一个差分对截止的同时另一个差分对开始工作的原理设计,这样就会出现所谓的“死区”的现象。在图5和图6的两个差分对跨导变化的交接处A点,输入级的跨导为:
Gmt=Gmn+Gmp
(10)
由于工艺的偏差,如果在A点NMOS差分对和PMOS差分对的跨导都比较小,这样就导致总的跨导比较小,甚至等于零,出现“死区”,放大器在这个区域将不能正常工作。为了避免这种情况,在设计仿真的时候,将输入的总跨导在交接处稍稍向上凸,即使工艺有很大偏差,也不会出现“死区”。
图7 应用不对称互补输入级的全摆幅输入/输出放大器
4 基于不对称互补的轨对轨放大器
应用不对称互补输入级的两种实现方法,本文设计了两种全摆幅轨对轨放大器,如图7所示。采用了SMIC 0.18 μm的高压CMOS工艺实现,供电电压为3.3 V,输入级的直流偏置电流为600 μA,共源共栅级每边的偏置电流是600 μA,甲乙类的偏置电流为700 μA,放大器的总功耗约为8.5 mW。负载时10 pF,用HSpice分别对这两种放大器的仿真,结果如表1所示。
表1 不对称互补轨对轨放大器的仿真结果
性能 P主N次N主P次
开环增益85~95 dB82~97 dB
相位裕度58°~64°58°~64°
单位增益带宽100 MHz100 MHz
共模输入范围0~3.3 V0~3.3 V
输出摆幅6 mV~3.293 V5 mV~3.293 V
5 结 语
基于一个差分对截止,另一个差分对才开始工作的设想,本文提出了不对称的互补输入级结构的两种实现方法。它们用简单的结构实现了整个输入范围内的恒跨导,对比对称互补,跨导在整个共模输入范围内只有一个起伏变化。应用不对称互补输入级的两种实现方法,成功设计出了两款全摆幅输入、输出放大器,证明了不对称互补的可行性。
参考文献
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出差工作总结范文5
关键词：高校辅导员；工作满意度；探索性因素分析；影响因素
一、引言
高校辅导员是大学生思想政治教育的骨干力量（中发［2004］16号，教育部［2005］2号），是高校教师和管理队伍的重要组成部分，是大学生日常思想政治教育和学生事务管理的主要组织者、实施者和指导者。他们的主动性、积极性发挥得如何，直接关系到学校服务于学生的质量，而辅导员积极性的调动又有赖于学校对辅导员的服务是否令他们感到满意。因此，本研究的主要任务就是帮助学校获得辅导员工作满意度信息，有针对性地去满足或引导辅导员的需求，避免工作中的盲目性，从而提高对辅导员的激励水平，有效调动辅导员的工作积极性和工作潜能。
台湾学者徐光中（1977）将工作满意度的定义分为三大类，基本概括了众多学者对工作满意度的观点：综合性定义（Overall Satisfaction），即将工作满意度的概念作一般性的解释，重点在于个人对其工作及有关环境所持有的一种态度；期望差距定义（Expectation Discrepancy），认为工作满意度是个人满足的程度，是其在特定的工作环境中，所预期应获得价值与实际获得价值的差距；参考框架定义（Frame of Reference），指个体根据参考框架对于工作的特性加以解释后所得到的结果，重点在于个人对工作参考维度的情感反应［1］。对工作满意度的测量，主要包括单一整体测量法和总和评分法。前者就是从整体上考察员工的工作满意度，而后者认为员工的工作满意度是由与其工作相关的各个方面满意度组成。因此，本研究拟采用参考框架定义，以总和评分法来测量高校辅导员的工作满意度。
近几年已有研究中，徐明春于2007年基于心理契约视角对高校辅导员满意度进行理论分析，认为心理契约管理以关注情感交换和人际关系为基础，更能提升高校辅导员对工作的满意度［2］；饶才敏（2007）探讨了提高辅导员工作满意度、促进其队伍建设等问题，分析了高校辅导员工作满意度的总体现状、在性别等社会背景资料上的差异及特点，并提出了提高辅导员工作满意度的建议和对策［3］；李林蔓（2008）根据管理学中的全过程管理理念从人力资源开发的角度在具体操作层面分析了辅导员从应聘到离开学校的满意度管理全过程，提出建立高校思想政治辅导员满意度动态管理思路［4］；程德华、陈志纤和龚娴静（2008）从组织行为学出发，对莆田学院辅导员进行有关工作满意度的问卷调查，对影响辅导员工作满意度的主要因素进行了分析［5］；张涛、杜倩（2009）调查了南京高校的辅导员满意度，并针对具体的不足之处提出了切实可行的建议［6］；冼颖妍（2009）在提高高校辅导员工作满意度激励机制的构建一文中，探讨了从薪酬激励、环境激励、工作本身激励、管理激励、精神激励、发展激励、全面激励等7个方面构建辅导员激励机制［7］；叶正平（2009）对高校辅导员工作满意度的评估价值及方法进行了探讨［8］；孙元元（2009）调查了高职院校辅导员工作满意度的现状并提出对策［9］。这些探索和研究成果为本研究奠定了坚实基础。本研究结合高校辅导员的特点，对贵州省高校辅导员工作满意度进行探索性研究，以期望能够为我国高校辅导员的工作满意度的研究做出基础性工作。
二、量表的编制
本研究以贵州省部分高校的专兼职辅导员为调查对象，以自编《贵州省高校辅导员工作满意度调查》为调查工具，在贵阳市内对六所不同类型高校的辅导员进行施测。深入研究：①高校辅导员工作满意度的构成因素及各因素的满意度水平；②高校辅导员工作满意度的个体差异；③阐明提高高校辅导员工作满意度的对策。
1.预备问卷的编制
在查阅文献的基础上，走访不同层次的辅导员和学生工作干部，听取相关专家和学者的意见，于2008年3月底确定了预备研究的内容和结构。包括指导语、辅导员工作满意度、入职动机、社会支持、职业发展5部分，每部分都留空以便辅导员根据自己的情况对相关内容进行充分描述。
（1）被试。预备研究的被试是50名专兼职辅导员，其中男性14人，女性36人；20-39岁的达到94%，其中20-29岁的占74%；来自省属本科院校40人，高职高专10人；专职辅导员44人，兼职辅导员6人。因此，预备研究搜集到的资料基本反映的是20-39岁年轻辅导员的情况。
（2）施测、回收并整理。预备研究于2008年4月底实施，被试答题时间跨度为2天。问卷发出65份，回收60份，回收率为92.3%。经检查，50份合格，进行汇总、统计和整理。答卷的内容在文字表述上多有不同，涉及的主要方面不是很清晰，为了尽量做到不遗漏、不重复，对问卷的汇总整理按以下方式进行：①对问卷进行编号。将50份问卷编为1-50号，再对问卷的每部分进行编号，如“1-1”表示第1份问卷的第1部分，以此类推。②按问卷中辅导员工作满意度、入职动机、社会支持、职业发展4部分内容将所有答卷分成4份。③将4部分所有“原因”或“描述”分别记录，进行内容分析。
2.正式问卷的编制
（1）正式问卷的结构。整理出正式研究所用的8个维度，然后将辅导员特有的社会背景资料组成问卷的客观部分，最后就初步确定的问卷向相关专家征求意见，对项目的顺序、表达方式以及选项的一致性等做调整。
正式问卷的结构如下：
第一，项目编排。正式问卷最后确定96个项目，其中含4道效标题，14道客观题。
第二，问卷的记分。此问卷中1-78题均设计了5个选项，根据项目的意思不同，“5-1”分别表示从“非常肯定―非常否定”的不同程度；附加题和客观题设计了2-5个不等的选项，力求全面反映项目所包含的不同方面或程度，便于区分。
（2）正式问卷的被试。选取贵州省各高校辅导员作为正式问卷的被试，发出问卷280份，回收率100%，有效数据256份，有效回收率91.4%。被试的社会背景资料见表1。
三、数据处理与分析
1.探索性因素分析
对数据进行KMO and Bartlett’s球形检验，结果显示：Bartlett’s球形检验的卡方值为12022.650（df=2278，p=0.000），取样适当性度量值KMO= 0.927，接近1，说明适合进行因素分析。
采用主成分分析法对问卷作初步分析，根据主成分特征值的碎石图，其曲线在第3个因子后开始趋于平缓，每个因子对累积的解释总变异的百分比增加很少（方差贡献率小于3.080%），故提取3个因子，方差累积贡献率为56.977%（见表2）。根据每个因子所含项目内容的分析，删除与维度相关较小的项目共11个（即20、30、35、38、43、49、55、60、65、67、68题）。
对其结果进行极大方差旋转，旋转后各项目的因子负荷均在0.344-0.741之间（见表3）。因子负荷量较高，各项目与对应因子的相关较密切，说明问卷的有效性较好。
据每一个公共因素所包含项目的内容，对这3个维度进行重新命名。维度1涉及薪酬、培训晋升、工作条件、管理等，共计26个项目，命名为“工作环境”；维度2涉及他人看法、地位等，共计14个项目，命名为“社会认同”；维度3涉及学校认可，领导认可、学生表现等，共计17个项目，命名为“工作效果”。
由于每个维度包含的题目较多，进一步采用主成分分析法对每个维度分别进行二阶因素分析，结合碎石图，提取特征值大于1的因子。在“工作环境”维度的26个项目中，删除负荷值较小的7个题项（第7、11、19、40、45、50、56项）后，共提取3个因子，方差累积贡献率为59.332%；在“社会认同”维度的14个项目中，删去负荷值较小的第53题项后，共提取2个因子，方差累积贡献率为62.341%；在“工作效果”维度的17个项目中，删去不合适的题项（第2、14、18、22项）后，共提取3个因子，方差累积贡献率为51.751%（见表4）。
对其结果进行极大方差旋转，旋转后各项目的因子负荷均在0.378-0.816之间（见表5至表7）。因子负荷量较高，并根据每个因子所包含的项目，对各个因子进行命名。在“工作环境”维度中，分别将其命名为“薪酬环境”、“晋升环境”和“压力环境”；“社会认同”维度中，命名为“学校认同”和“工作认同”；“工作效果”维度中，分别命名为“班级工作”和“师生关系”。
综上所述，最终正式问卷共包含有3个维度，分别是“工作环境”（薪酬环境、晋升环境和压力环境）、“社会认同”（学校认同、工作认同）和“工作效果”（班级工作、师生关系），共计45题。
2.信度分析
本研究采用Cronbach's A1pha系数来考察自编问卷的信度。本问卷的Cronbach's A1pha系数为0.8830，3个因子的内部一致性系数分别为0.8230、0.8721和0.8035，表明该问卷信度较好。
3.效度分析
（1）内容效度和结构效度。对各因子与总分、因子与因子之间的相关关系进行分析得知，相关系数在0.450-0.930之间；各项因子之间的相关大于0.40；各因子分与总分的相关也大于0.40，且均大于各项因子之间的相关，均达到显著水平，说明问卷具有较好的内容效度和结构效度。（见表8）。
（2）效标效度。本研究选用一项效标题（79题）作为问卷的效度指标。根据被试对正式问卷中第79题的回答，计算各项目、因子得分、总分与该项目得分间的相关，均在0.193-0.600之间，均达到了显著性水平，说明问卷有较好的效标效度。
4.高校辅导员工作满意度的特点
对总体满足感、各因子进行方差分析和描述统计，并采用独立样本T检验对其平均值与3分进行比较，结果见表9。从表中可以看出，工作满意度整体处于较高水平，各维度均值从高到低依次是工作效果、社会认同、工作环境。
（1）性别差异。对男性辅导员（81人）和女性辅导员（175人）在工作满意度整体及3个维度上的得分进行差异显著性检验，结果发现男性在“社会认同”上显著高于女性（T=1.725，P
（2）年龄差异。对不同年龄阶段（20-29岁，30-39岁）的辅导员的工作满意进行方差分析，发现其在三个维度及总分上均不存在显著差异（F1=0.002，P>0.05；F2=1.437，P>0.05；F3=0.579，P>0.05；F4=0.323，P>0.05）。
（3）辅导员类型差异。对专、兼职辅导员的工作满意进行方差分析，发现其在三个维度及总分上均不存在显著差异（F1=0.086，P>0.05；F2=0.698，P>0.05；F3=0.646，P>0.05；F4=0.005，P>0.05）。
（4）从事辅导员工作年限差异。对经历不同工作年限的辅导员工作满意进行方差分析，发现其在三个维度及总分上均不存在显著差异（F1=1.643，P>0.05；F2=0.439，P>0.05；F3=1.754，P>0.05；F4=0.613，P>0.05）。
（5）全年总收入差异。对收入不同的辅导在工作满意度上进行方差分析，表明在“工作效果”上存在显著差异（F3=4.769，P0.05；F2=0.539，P>0.05；F4=0.104，P>0.05）。
（6）带班学生人数差异。对带班学生人数不同的辅导员在工作满意度上进行方差分析，表明在三个维度和总分上均存在显著差异（F1=4.397，P
（7）学生类型差异。对带学生类型不同的辅导员在工作满意度上进行方差分析，发现在“工作环境”和“社会认同”上存在显著差异（F1=2.107，P0.05）。
（8）住所差异。对辅导员住所差异所导致的工作满意度进行差异显著性检验，发现在“社会认同”和“工作效果”上存在显著差异（F2=3.718，P0.05）。
四、讨论
1.贵州省高校辅导员工作满意度问卷的有效性
对预测结果的探索性因素分析发现，高校辅导员工作满意度主要有三个因素层面，分别是工作环境、社会认同、工作效果。满意度的三因素结构清晰，项目的因素负荷均在0.344-0.741之间，总方差解释率为56.977%，每一个因素项目含义清楚、可解释性强，表明问卷的结构效度较好。另外，表4显示的结果表明，所编制的高校辅导员工作满意度问卷中，各因素之间的相关大于0.40，而各因素与总分之间的相关也大于0.40，且均大于各项因素之间的相关，达到显著，说明量表各个维度之间相对独立，量表具有一定的结构效度。
2.贵州省高校辅导员工作满意度的特点
总体上看，高校辅导员的工作满意度处于较高水平，各维度均值从高到低依次是工作效果、社会认同、工作环境。工作效果满意度较高，表明其工作得到了学校及领导的认可，学生表现较好，这是因为高校给予了辅导员相应的关注，通过建立科学有效的管理考核、职称评定、教育培养等规章制度，充分调动辅导员的工作热情和积极性；对社会认同满意度居中，说明学校对辅导员认同度还没有达到他们自身的预期，一方面有可能是辅导员自身的工作没有做好，导致学校对其认同度不高，另一方面有可能是辅导员不善于运用印象管理技巧来提高社会对其的认同，多提对学校发展有建设性的意见也许能够帮助提高社会认同度［10］。工作环境满意度较低，主要是由于对辅导员工作职责定位不清晰，辅导员额外承担了大量事务性工作，同时因为学生工作涉及面广，工作机制不健全与部门不协作无疑会增添辅导员工作的苦恼与诸多无奈，这些都使他们工作热情和满意度降低。
本研究对辅导员工作满意度基本特征进行分析后表明：性别不同的辅导员只在社会认同上呈显著差异，表现出男性高于女性。这是因为男性辅导员更容易得到大家的认可，认为男性辅导员在办事上比女性辅导员稳重，遇事冷静，而女性辅导员易情绪化，同时也面临结婚生子、管理家务等种种压力。
在年龄、辅导员类型、从事辅导员工作年限这三个特征上，工作满意度均不存在显著差异。因为现在很多高校都实行竞争上岗，定职定岗制度，这与以前的论资排辈不同，学校在对待年轻和年长辅导员的工作内容、管理方式上也是相同对待，因此工作满意度在年龄上不存在显著差异；而在实际工作中，专职辅导员和兼职辅导员的工作内容没有很大的区别，学校在分配和管理专兼职辅导员时，给予的工作量如带班学生人数、学生管理和辅导员考核等方面都是相同的，所以，在这方面也没有明显的差异；学校在辅导员的管理上无论从事辅导员工作年限长短，辅导员管理制度合理化、工作量化，因此工作满意度在工作年限上仍然没有差异。
在全年总收入上，仅工作效果存在显著差异，调查结果显示，辅导员全年总收入在2万元以内的大部分都是工作年限较短，他们的工作积极性较高，在工作中投入了较多的时间和精力，因此取得了很好的工作效果。
在带班学生人数差异上显示为工作满意度在工作环境、社会认同、工作效果及总体满足感上均存在非常显著的差异。带班学生人数在100人以内的满意度最高，这是因为辅导员所带学生越少，工作量较小，同时因为所带学生人数减少而使管理更加有序化。
在学生类型上显示工作满意度在工作环境、社会认同上存在显著差异，在工作效果和总体满足感上不存在显著差异。学生类型中“其他”所指为成人教育生、职业资格培训生等，在学生类型的分析中，“其他”在各个维度上的工作满意度都高于其余四种学生类型，这与高校的成人教育生和职业资格培训生的教育管理形式有关。他们在高校学习时很多情况下都不涉及住校、参与学校集体活动等，所以在他们的管理上就省去了很多管理工作，使辅导员工作量减小；另外，由于这些性质的学生一般都已参加工作，他们在学校学习的目的都是拿到相应的证书，能够很好地配合辅导员开展工作，因此在这种学生类型上辅导员工作满意度比较高。
调查结果显示，对于辅导员的住所差异在社会认同、工作效果和总体满足感上都表现为居住在自己家的工作满意度高，这是因为在当今房价上涨的社会环境下，辅导员有自己的房子，减去了购买新房的经济压力和租房的房租消费，从而在这方面提高了工作满意度。此外，工作满意度在社会认同、工作效果和总体满足感上都表现为“其他”高于“集体宿舍”和“租房”，这说明辅导员寄住在朋友或是亲戚家，也减轻了购房和缴纳房租的经济压力。
五、结论与建议
本研究的结果表明：（1）高校辅导员工作满意度包含三个维度7个因素：工作环境、社会认同、工作效果；（2）本研究编制的高校辅导员工作满意度问卷，具有较高的信、效度，可以作为测量高校辅导员工作满意度状况的工具。
同时，结合正式问卷中“评价与建议”部分的统计结果，本研究认为提高辅导员工作满意度应从政府与学校着手，从政策法规的制定、落实，到个人素质提升多方面共同努力。新时期提高高校辅导员工作满意度，促进辅导员队伍建设，需要政府与学校的高度重视，以人为本，完善制度，改善条件，提升素质；加大宣传和落实政策的力度，加强辅导员队伍建设，使高校辅导员职业真正成为既充分发挥作用，又广泛受人尊重的高尚职业。
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出差工作总结范文6
［关键词］ 出口商品结构；经济增长；VAR模型;Johansen检验；广义脉冲响应函数；方差分解
［作者简介］ 常丹静，新疆石河子大学，研究方向：产业结构与布局，新疆 石河子，832000；刘丽丽，滨州市妇幼保健站助理馆员，山东 滨州，256600
［中图分类号］ F127 ［文献标识码］ A ［文章编号］ 1007-7723（2012）04-0069-0006一、引 言
关于出口商品结构与经济增长的关系，Hongshik Lee（2003）等的研究表明，工业制成品占出口商品结构的比重对经济增长有较强的影响，初级产品出口在出口商品结构中的比重对经济增长的影响较小，说明出口对经济增长的作用主要集中在工业制成品出口上；Mazurndar(2002)通过研究分析发现:一个国家的经济增长与一国的对外贸易结构直接存在着相关关系，一国的对外贸易结构在一定程度上影响着一国的经济增长；Jacint & Manuel(2004)通过研究发现：在一国出口额增加的情况下，如果不能很好地促进经济增长，这时可以调整出口商品结构来促进经济的增长；易力、刘世美、刘冰（2006）从出口贸易商品结构出发，利用中国1980～2004年出口和GDP时序数据，对出口商品结构优化与经济增长的相互作用进行了协整分析。其分析结果表明，出口商品结构优化对经济增长有长期稳定的促进作用，而短期表现不明显，并且两者之间不存在双向因果关系；李俊（2010）从出口商品结构的角度，对广东省1987～2007年的初级产品出口、工业制成品出口和GDP的统计数据，运用协整等方法分析了其出口商品结构同经济增长的关系，得出结论：短期内，初级产品出口促进经济增长，工业制成品出口抑制经济增长；长期内，出口商品结构的优化则对经济增长有稳定的促进作用。
综上所述，出口商品结构与经济增长之间存在一定的相关关系，然而，通过对上述文献的总结发现，之所以不同学者对此问题的研究得出不同结论，主要是由于区域间存在着经济发展水平差异、地域差异以及产业结构差异等因素，因此不同国家或地区的外贸结构与经济增长之间的关系也大相径庭。本文利用VAR模型，通过Johansen协整检验、广义脉冲响应函数、方差分解等计量方法，以新疆为研究区域，分析新疆初级产品出口、工业制成品出口以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品出口对经济增长的影响。
二、变量选取及计量方法
（一）变量选取及数据处理
出口商品结构是指一国（或地区）各类出口商品在这个出口贸易中所占的比重，通常用各大类或某产品的出口额占出口总额的比重来表示。本文将出口商品分为初级产品和工业制成品，而工业制成品内部又分为资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品。所以，采用初级产品、工业制成品以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品分别占出口总额的比重来衡量出口商品结构，并依次用PXW、MXW、LXW、KXW来表示。选取常用的国内生产总值（GDP）增长率指标来反映经济增长。为了消除价格因素的影响，用新疆历年以1978年为100的生产总值指数对上述变量进行调整。为了消除异方差性，采取不改变趋势和协整关系的取对数法，对上述变量进行自然对数变换，分别表示为LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW。
（二）计量方法
本文采用包含经济增长、初级产品占出口总额的比重、工业制成品占出口总额的比重、资源劳动密集型产品占出口总额的比重、资本技术密集型占出口总额的比重等5个变量在内的自向量回归（VAR）模型来分析新疆出口商品结构调整对经济增长的作用机制。在此基础上，使用协整检验分析、脉冲响应函数和方差分解来定量分析新疆出口商品结构调整对经济增长的影响。模型具体设定为：
Y■=A■Y■+…+A■Y■+?着■ t=1,2…,T
其中，Yt=（LGDPt,LPXW,LMXW,LLXW,LKXW）T， A1,A2,AP是要被估计的系数矩阵，p是自回归滞后阶数，?着■是白噪声序列向量。
三、实证分析
（一）单位根检验
大多数经济时间序列都是非平稳的，而VAR模型的运用要求系统中的变量具有平稳性。所以，建立VAR模型之前，应先确定所研究时间序列的平稳性，以防止出现伪回归现象，破坏模型的有效性。本文采用ADF单位根检验方法（augment Dickey-Fuller test）来判别变量的平稳性。检验结果见表1：
ADF检验结果表明：在1%的显著水平下，LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW五个变量的水平时间序列均为含有一个单位根，都是非平稳序列，而其一阶差分序列在1%的显著水平下都是平稳的。所以，上述变量均为一阶单整，记作I（1）。通过了单位根检验，可以进行VAR模型的估计，和协整检验。
（二）VAR模型的估计
1. 滞后期的选择
建立VAR模型时，首先要确定模型的最优滞后期。本文从最大滞后阶数2开始，利用似然比检验统计量（LR）、最终预测误差（FPE）、AIC信息准则、SC信息准则及HQ信息准则等方法来选择最佳的滞后阶数，判断原则是当超过一半的准则选择某个滞后阶数的话，那么就认为该滞后阶数为VAR模型的最优滞后阶数。VAR模型最佳滞后阶数检验结果如下：
从表2可以看出，最终预测误差（FPE）、AIC信息准则、SC信息准则及HQ信息准则等四种方法推荐的最佳滞后阶数均为2阶，因此确定本文VAR模型最佳滞后阶数为2阶，模型设定为VAR（2）。
此外，五个方程的可决系数 分别为0.857174、0.956006、0.949593、0.936447、0.774246，据此可以判断，方程的拟合效果非常好，这个VAR（2）模型可以作为进一步分析的基础。
2. 模型的稳定性检验
模型建好后需要检验其稳定性。本文使用AR检验，如果模型的根都在单位圆内，则模型是平稳的。从图1来看，VAR（2）模型所有根的倒数全部根都在单位圆以内，因此模型VAR（2）是稳定的，依据其进行脉冲响应函数分析和方差分解，得到的结果是稳健和可靠的，并且，以下的协整检验和Granger因果关系检验也都是基于稳定的VAR（3）模型进行检验的。
（三）协整检验
根据协整理论，如果两个（或两个以上）序列满足单整阶数相同，且它们之间存在协整关系，则所研究的变量之间就存在一种长期稳定的均衡关系，从而可以避免“伪回归”问题。协整检验的方法通常有两种，即Engle-Granger两步法和Johansen检验法。其中，前者适用于检验两变量间的协整关系，而后者适用于检验多变量之间的协整关系。故本文基于VAR（2）模型采用Johansen检验法检验法，利用特征根迹检验和最大特征根检验确定上述变量间是否存在协整关系。由于VAR模型的最优滞后阶数为2，所以协整检验中的滞后区间设定为“1 1”，Johansen检验结果如表3所示。
由表3可以看出，在5%的显著水平下，拒绝没有协整关系和最多一个协整关系的假设，而接受最多两个协整关系的假设，说明LGDP、LPXW、LMXW、LLXW、LKXW之间存在两个协整关系。所以，上述五个变量之间存在长期的稳定关系。
（四）基于VAR模型的广义脉冲响应函数
协整分析只能说明变量之间在结构上的因果关系以及长期关系是否均衡，但不能反映各变量的单位变化对其内在联系的影响。因此，需要利用VAR函数对各变量的关系做进一步的脉冲响应分析，以找出变量间的长期动态关系。本文利用不依赖于VAR系统中各个内生变量的排序的广义脉冲响应函数来研究GDP增长率、初级产品占出口总额的比重、工业制成品占出口总额的比重、资源劳动密集型产品占出口总额的比重以及资本技术密集型产品占出口总额的比重中各对变量间相互影响的方向和程度。图2给出了LGDP对各变量标准差新信的反映，图中的横轴表示冲击作用的期间数（年），纵轴表示LGDP的变化程度；曲线表示脉冲响应函数，反映了LGDP对各变量冲击的动态响应；两侧的虚线是脉冲响应函数加减两倍标准的值，表明冲击响应的可能范围。在模型中将信息冲击作用的滞后期设定为10年。
从LGDP对LPXW的脉冲响应函数来看，经济增长对初级产品占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期，经济出现负增长，并在第二期达到最低峰值约为-0.333%。而在第三期又达到最高峰值约为0.296%，随后又一直下降到第五期的-0.222%，说明初级产品的出口在第三年左右对经济增长有拉动作用。自第八期开始，逐渐趋于平稳，逐渐收敛于0，即LGDP对LPXW的冲击响应逐渐消失。从LGDP对LMXW的脉冲响应函数来看，经济增长对工业制成品占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期达到最高峰值约为0.294%，随后一直下降，第三期达到最低峰值约为-0.612%。接着，一直上升到第五期的0.214%左右。自第八期开始缓慢上升，说明工业制成品出口从第八年开始对经济增长的拉动作用不断增强。从LGDP对LLXW的脉冲响应函数来看，经济增长对劳动密集型产品出口占出口总额比重一个标准差新信的冲击的反映比较明显。在第一期达到最大峰值约为0.325%，随后一直处于波动状态，并在第三期达到最低峰值约为-0.441%。自第八期开始处于缓慢上升的状态，说明从第八年开始劳动密集型产品的出口对经济增长的拉动作用缓慢增强。从LGDP对LKXW的脉冲响应函数来看，经济增长对资本技术密集型产品占出口总额比重一个标准差新信冲击的反应比较明显。第一期为0.052%左右，此后一直处于波动状态。直到第八期开始缓慢上升，说明从第八年开始资本技术密集型产品出口对经济增长的带动作用不断增强。
（五）基于VAR模型的方差分解
脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通过常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性信息。它的基本思想是，把系统中的全部内生变量（k个）的波动按其成因分解为与各个方程信息相关联的k个组成部分，从而得到新息对模型内生变量的相对重要程度。下面对LGDP进行方差分解，分析初级产品、工业制成品以及工业制成品中的资源劳动密集型产品和资本技术密集型产品出口对经济增长的贡献率。LGDP的方差分解结果见表4和图3（图中横轴表示滞后阶数，单位：年；纵轴表示其他因素的冲击对经济增长的贡献率）。
由图3和表4可知，LGDP预测方差受其自身的影响最大，但是这种影响整体呈下降趋势，从最初的100%一直下降到第五期的32.734%，第七期以后趋于平稳，说明经济增长具有后顾预期特征，可以根据过去的经济增长情况来预期未来的经济增长，但是这种预期影响随着时间而逐渐衰退。在第二期以前，经济增长除了来自自身冲击的影响外，初级产品出口对经济增长的贡献率大于工业制成品，但二者均呈现上升状态。但是，初级产品出口对经济增长的贡献率在第二期达到最大值为12.633%，此后开始下降，第四期达到最小值为5.267%，自第五期趋于平稳。而工业制成品出口对经济增长的贡献率在第四期达到最大值31.369%，此后开始下降，第六期下降到25.388%，随后上升到第七期的29.569%，之后就趋于平稳。在第三期以前，工业制成品中的资源劳动密集型产品出口对经济增长的贡献率曲线和资本技术密集型产品出口的贡献率曲线基本重合，都是先上升后下降，说明前三期资源劳动密集型产品和资本技术密集型出口对经济增长的贡献率基本相同。自第三期开始，资本技术密集型产品的出口对经济增长的贡献率明显大于资源劳动密集型产品，并且处于上升的状态，一直上升到第五期的23.79%，然后下降到第七期的21.307%，之后趋于平稳。而资源劳动密集型产品出口对经济增长的贡献率从第三期的5.868%上升到第四期的9.823%后开始下降，一直下降到第七期的7.728%，之后趋于平稳。
四、结论及建议
本文通过构建向量自回归（VAR）模型，利用广义脉冲响应函数和方差分解实证分析了新疆出口商品结构对经济增长的动态影响，并得出以下结论：
1. 出口商品结构与经济增长之间存在长期的稳定关系。
2. 根据广义脉冲响应函数的分析结果， LGDP对LPXW的脉冲响应总体上都是负响应，初级产品出口对新疆经济增长的带动作用很小，并且从长期来看，这种推动作用会消失；从短期来看，新疆工业制成品，尤其是工业制成品中的资源劳动密集型产品的出口可以带动经济增长，而资本技术密集型产品的出口不利于新疆经济增长。原因是新疆出口的劳动密集型产品前期投入少，技术含量较低，能带来直接的外汇收入，从而直接促进经济增长；而出口的资本技术密集型产品前期需要投入大量的资金和设备，并掌握相关技术，这些设备和技术都需要从国外进口。从长期来看，工业制成品的出口对经济增长的带动作用会不断增强，并且资本技术密集型产品的出口比劳动密集型产品对经济增长的带动作用更大。这是因为长期增加工业制成品出口，可以优化新疆出口商品结构，进而实现产业结构的调整，最终促进经济增长。与劳动密集型产品相比，工业制成品中的资本技术密集型产品的附加值和科技含量较高。
3. 根据方差分解的结果，在不考虑经济增长自身影响的情况下，从总体来看，工业制成品出口对经济增长的贡献远远超过了初级产品出口，而工业制成品中资本技术密集型产品出口比资源劳动密集型产品对新疆经济增长的推动作用更强，这与广义脉冲响应函数分析结果相一致。
针对上述分析，在此提出以下建议，进而提高新疆出口商品结构的经济促进效应。
第一，对新疆的石油天然气、煤、棉花等优势出口产品进行进一步精深加工，提高其竞争力，扩大出口额和国际市场占有率。同时，对主要的传统出口商品（如番茄酱、电视机、鞋类等）进行深度开发，提高其加工水平和附加值。
第二，进一步增强新疆工业制成品中资源劳动密集型产品（即：轻纺橡胶矿冶品和杂项制品）的附加值和技术含量，增强其国际竞争力。在新疆工业制成品出口中，资源劳动密集型产品出口占绝对优势，在未来一段时间内，这种状况也不会发生改变，所以，只能通过提高资源劳动密集型产品的附加值和技术含量，来促进新疆经济增长。
第三，充分利用新疆的资源优势和地缘优势，提高本土产品的出口份额。近年来，新疆外贸规模不断扩大，出口总额也处于快速增长的状态，外贸出口前景很好。但是，与内地省份相比，新疆出口对经济增长的促进作用仍处于很低的水平，原因是目前新疆呈现出“走廊型”外贸特征，新疆本地产品出口仅占一小部分，并且，出口的本地产品多是农产品及其初级加工制品。
［参考文献］
［1］丁雯.我国出口商品结构和经济增长关系的实证研究［J］.经贸论坛,2008,（4）.
［2］滕颖.基于VAR模型的出口商品结构优化实证研究——以宁波为例［J］.专题研究,2010,（3）.
