高数期中总结范文1
时光荏苒，转眼一学期又已经结束，这学期以来，我努力改进教育教学思路和方法，切实抓好教育教学的各个环节，认真引导学生理解和巩固基础知识和基本技能，无论从学习态度还是学习方法上都有了明显的进步，取得了应有的成绩。现将本学期的教学工作总结如
一、工作态度
一学期以来，本人认真备课、上课、听课、评课，及时批改作业、讲评作业，做好课后辅导工作，广泛涉猎各种知识，形成完整的知识结构，并严格要求学生，尊重学生，发扬教学民主，使学生学有所得，从而不断提高自己的教学水平和思想觉悟，并顺利完成教育教学任务。
二、加强理论学习，积极学习新课程
理论是行动的先导。自实行新课程以来，我是带新课程的新授课，为了加强对新课程的认识和了解，我积极学习新课程改革的相关要求理论，仔细研究新的课程标准，及时更新自己的大脑，以适应新课程改革的需要。同时为了和教学一线的同行们交流，积极利用好互联网络，开通了教育教学博客，养成了及时写教学反思的好习惯。作为一位年轻的数学教师，我发现在教学前后，进行教学反思尤为重要，在课堂教学过程中，学生是学习的主体，学生总会独特的见解，教学前后，都要进行反思，对以后上课积累了经验，奠定了基础。同时，这些见解也是对课堂教学非常重要的一部分，积累经验，教后反思，是上好一堂精彩而又有效课的第一手材料。
三、关心爱护学生，积极研究学情
所谓“亲其师，信其道”，“爱是最好的教育”，作为教师不仅仅要担任响应的教学，同时还肩负着育人的责任。如何育人？我认为，爱学生是根本。爱学生，就需要我们尊重学生的人格、兴趣、爱好，了解学生习惯以及为人处世的态度、方式等，然后对症下药，帮助学生树立健全、完善的人格。只有这样，了解了学生，才能了解到学情，在教学中才能做到有的放矢，增强了教学的针对性和有效性。多与学生交流，加强与学生的思想沟通，做学生的朋友，才能及时发现学生学习中存在的问题，以及班级中学生的学习情况，从而为自己的备课提供第一手的资料，还可以为班主任的班级管理提高一些有价值的建议
四、充分备课，精心钻研教材及考题
分备教材和备学生两部分，二者相辅相成，互相影响。备教材就是根据所学内容设计课堂教学情景，力争做到深入浅出，生动活泼，方法灵活，讲练结合，真正体现学生的主体作用和教师的主导作用；备学生指的是全面掌握学生学习数学的现状，依据学生的学习态度、水平设计合理恰当的教学氛围，充分考虑学生的智力发展水平，扩展学生的认知领域，为学生提供思维训练的平台，创设熟悉易懂的学习情景，为学生的心理发展和知识积累提供可能。备课中一定要注意从学生的实际出发，从教材的实际内容出发，这样二者兼顾才能提高备课的针对性、有效性。一节课的好坏，关键在于备课，备课是教师教学中的一个重要环节，备课的质量直接影响到学生学习的效果。备课中我着重注意了这样几点：
1、新课程与老课程之间的联系与区别；
2、本节内容在整个高中数学中的地位；
3、课程标准与考试说明对本节内容的要求；
4、近几年高考试题对本节内容的考查情况；
5、学生对本节内容预习中可能存在的问题；
6、本节内容还可以补充哪些典型例题和习题；
7、本节内容在数学发展史上有怎样的地位；
8、本节内容哪些是学生可以自学会的，哪些是必须要仔细讲解的；哪些是可以不用做要求的；
高数期中总结范文2
1553B通信节点与各个传感器采用主从式通信模式进行通信。通过将1553B通信节点配置为BC(总线控制器)，传感器节点配置为RT(远程终端)。所有传感器节点需使用不同的1553B地址，并将其作为通信集群中节点的唯一ID。如表1所示为不同传感器1553B地址分配。飞行控制计算机外部1553B传感器由惯导传感器、大气数据机传感器和无线电高度传感器组成，样例飞行控制计算机各传感器数据流量如表2所示。BU-61580内部具有4k字的共享静态RAM，与主机交互具有很强的操作灵活性。BU-61580的存储数据的基本单元为消息块(MessageBlock)，每个消息块大小为38字［6］。其中数据字包含的最大数据量为32字，故一次可传输的最大数据量为32。本系统中，无线电高度传感器与大气数据机传感器的数据帧长度均小于32字节，可通过一次数据传输完成数据通信。而惯导传感器的数据帧长度为54个字节，超过了一次传输数据的最大字节数，为保证数据完整性，不破坏每个字节数据内容，本设计采用数据帧拆分的方式。通过将数据帧拆分，使每个数据块长度均小于32字节，然后通过BC与RT的两次数据通信完成整个惯导传感器数据帧的传输。惯导传感器数据格式如表3所示。2.31553B通信时间调度设计由表1可知，飞行控制计算机各个传感器的更新频率并非完全一致，速率最高为100Hz，最低为50Hz。针对BC与多个RT进行数据通信，BU-61580采用大周期和小周期协同的方案来实现多个传输速率的通信。由于本系统频率最高为100Hz，最低频率为50Hz，故将通信大周期选择为20ms，将小周期选择为10ms。如图3所示为BC与传感器RT1～RT3的大周期通信顺序图，每个大周期内，惯导传感器和无线电高度传感器与BC通信一次，而大气数据机传感器与BC通信两次。图3中，为平衡数据流量及小周期通信数量，本设计将惯导传感器和无线电高度传感器分别位于两个小周期中，使两个小周期的数据流量平衡，实现两个小周期的通道资源充分利用。
2、FlexRay总线时间调度
根据样例飞行控制计算机的内部总线FlexRay通信协议可知，内部总线通信时间为5ms，每个时隙为50μs，FlexRay总线最大帧长为127字［7］。本设计中1553B帧长度最大为54个字节，频率最高为100Hz，故使用上述FlexRay总线通信协议能够符合1553B总线通信要求。本设计中，1553B传感器数据的频率为50Hz和100Hz，而FlexRay总线通信频率为200Hz，内部总线通信速率高于外部传感器速率。故1553B板卡在内部总线通信过程中，当有传感器数据更新时，FlexRay总线传输最新的数据;而当没有数据更新时，FlexRay总线传输当前的传感器数据。为保证数据的完整性及减少占用总线时隙数量，本设计共使用总线三个时隙，每个时隙具体传输内容如表4所示，时隙2、7、15传输内容分别为惯导传感器无线电高度传感器和大气数据机的数据，数据帧大小分别为54字节、32字节、12字节。
3、1553B通信单元软件设计
3.1驱动软件的IP核封装与实现
在嵌入式FPGAEDK设计中，为了简化用户开发难度，Xilinx公司提供了一个封装了的接口，即IPIF(IPinterface，IP接口)作为介于PLB总线与用户逻辑模块之间的接口缓冲［8］。IPIF将PLB总线操作封装起来，而留给用户一个逻辑接口。本文软件设计采用模块化设计思想。其设计步骤如下:首先，将每个硬件模块对应编写一个驱动软件程序;其次，将相应驱动软件封装成通用IP核;最后，将IP核挂载到PowerPC内部总线PLB上。模块之间的通信主要通过PLB总线和OPB总线实现，系统中各模块通过这两种总线连接至PowerPC内核上，而PowerPC通过内部总线读写机制实现对各个模块的读写与控制。如图4所示为1553B通信单元的硬件平台总体架构图，主要由PowerPC内核、1553BIP核、FlexRay总线对应GPIOIP核集合、串口IP核、BRAM模块IP核及相应的中断控制IP核组成。
3.21553B总线接口驱动软件设计
如图5所示为1553B总线接口IP核结构图，整个驱动分为三个模块:总线读写模块，初始化模块和数据缓存模块。系统上电，该IP核激活，进行总线初始化操作，发送初始化完成信号并查询PLB读写信号，等待PowerPC405的读写操作。当读控制信号使能时，PowerPC405读取数据缓冲区中的数据;当写控制信号使能时，总线读写模块将数据缓冲区中的数据发送至总线上。
3.31553B通信算法设计
1553B通信单元的调度主要由外部1553B总线的数据接收，内部FlexRay总线的数据通信组成。本设计采用模块化设计，将系统功能划分为顶层应用和底层数据通信。底层数据通信主要包括外部数据流通信及内部数据流通信，外部数据流通信主要由1553BIP核实现，内部总线也由FlexRay驱动程序实现数据通信;而内核PowerPC主要实现顶层应用，即数据调度及总线故障切换功能的实现。如图6所示为节点通信程序流程图，系统上电后，首先对FlexRay总线及1553B总线节点进行相应的初始化，进而查询1553B对应FIFO满输出引脚，当接收到数据时，节点读取FIFO内容，并写入相应的总线发送缓冲区中。进而查询MFR4310的中断引脚信号，当发送中断有效时，执行发送中断子程序，将接收到1553B总线数据通过1553B总线发送出去;当接收中断有效时，执行接收中断子程序，通信节点接收CPU发送来的控制信号。系统完成数据调度后，进而进行总线故障检测。由于1553B总线的基本周期为10ms，故本设计中总线检测周期为10ms。当定时器的10ms定时时间到，总线进行一次总线检测。当接收到总线切换指令，通信单元进行总线切换，并更新总线状态;进而判断是否接受到传感器的1553B总线应答信号，如果有，将总线故障计数清零，倘若没有，将故障计数加1，当故障计数大于6，进行总线切换，并更新总线状态。
4、总线网络通信测试与结果分析
(1)FlexRay总线测试结果将FlexRay通信周期设置为5ms，静态时隙长度为50μs，将CPU板卡与1553B板卡进行通信实验，从总线上读出输出波形。FlexRay总线通信时，在总线上截取的波形如图7所示，从图中可以看出通信周期为5ms，与预设值一致。如图8所示为一个周期时隙输出波形，时隙2、7、15传输传感器数据。由图8可知，时隙2与时隙7相差250μs，时隙7与时隙15相差350μs，与预设值一致。FlexRay总线通信6小时，进而进行连续总线数据传输测试，经过6个小时的总线测试结果如表5所示，通信过程中，丢帧、错帧计数均为0，表明1553B通信单元FlexRay总线设计正确，可以满足飞行控制计算机通信的基本要求。(2)1553B总线测试结果由前面可知，1553B数据通信周期为10ms，即100Hz。如图9～12分别为1553B通信单元与CPU单元模拟大气数据机传感器数据帧发送数据8字节，进行通信2小时、4小时、6小时、10小时的通信仿真图。其通信帧数分别为719999，1439998，2160023，3599991。期间在2小时～4小时，4小时～6小时，6小时～10小时通信期间，丢帧数分别为1，1，0，合计丢帧率约为5.56×10－7，符合飞行控制计算机通信要求。(3)测试结论以上实验结果表明，1553B通信单元的各个模块通信正常，与飞行控制计算机CPU板卡通信正常，能够符合飞行控制计算机的通信要求。
5、结束语
高数期中总结范文3
关键词：人口城市化 就业结构演进 脉冲响应分析 方差分解 广东
引言
如何协调城市发展与就业增长，是当今世界尤其是发展中国家面临的重大课题。改革开放以来，我国的人口城市化率从1978年的17.92%上升到2011年的51.27%，同年，我国的城镇人口首次超过农村人口，达到6.9亿人。城市人口的快速增长对城市就业容量提出了更高的要求，然而，就业结构调整滞后导致了就业容量增长缓慢，高城市化率与低就业增长率给城市发展带来了一系列的矛盾。城市化与就业之间“高发展，低就业”一方面导致了城市严峻的就业形势，造成严重的失业问题，另一方面也制约了城市化高质量高水平发展，不利于社会与经济可持续发展的推进。2010年我国的产业结构比例和就业结构比例分别为（10.1、46.8、43.1）、（36.7、28.7、34.6）。通过对近年我国就业结构比例的测算可以得知，我国就业结构调整滞后于产业结构的调整，第二、三产业从业人数占从业人员总数的比例偏低限制了社会就业容量的增长。城市化带动就业结构优化的效果并不明显，人口城市化率的不断提升反而凸显了工业部门特别是服务业部门就业比重滞后的现状，当前我国就业结构调整仍存在很大的空间。因此，就业结构的调整优化对社会就业容量的增加和城市化的健康、持续发展具有重要的意义。
对于城市化与就业结构之间的关系，国内外学者取得了大量的研究成果。配第最早提出经济发展过程中收入与劳动力流动的经验性学说，指出产业中心的转变将带动劳动力逐渐由有形财物的生产转向无形的服务性生产。克拉克进一步计量和比较了不同收入水平下就业人口在三次产业中分布结构的变动趋势，认为不同产业之间的收入水平的差异会加速劳动力向高收入部门流动，就业结构重心会依次在三个产业层次间转移。国内众多学者也结合国情对我国的城市化与就业之间的关系展开研究。李若建（2006）从区域差异的角度对东部地区和中西部地区城市化水平差异的原因进行叙述，揭示了工人的增长幅度对城市化进程的重要影响，进一步强调了就业结构是影响城市化的重要因素之一。曾令华等人（2007）基于30个国家的面板数据对非农就业增长与城市化进程相关性进行实证分析，结果显示各国就业增长与城市化进程正相关。吉粉华（2008）认为我国城市化水平滞后的重要原因在于我国非农就业比重低，第二产业及第三产业不能提供更多的工作岗位。韩燕和胡强（2012）运用灰色关联法对人口就业结构与城市化水平之间的关系进行分析，研究结果表明二者存在相互关系，本文据此提出应通过城市化水平的提高带动就业结构调整升级的结论。
综合相关研究发现，关于人口城市化与就业结构的研究并不多见。鉴于此，本文以广东省为研究对象，运用动态计量模型从就业结构演变的角度研究城市化与就业结构演进的相互关系，以期得到一些有用的结论。
城市化进程中的就业结构演进
就业结构演进是指就业结构从低级到高级的变化趋势，主要表现为劳动力在三次产业间的依次转移，同时伴有劳动力在收入、素质等方面的变化。城市化的过程就是就业结构不断演进的过程，是劳动力由农村向城市流动，由第一产业向第二、三产业流动的过程。城市化与就业结构存在着密切的联系。城市化是推进就业结构调整与优化的重要力量，同时就业结构的调整与优化又显著地带动城市化水平的提高。城市化对就业结构的优化主要表现为产业结构优化过程中的就业结构调整。产业结构调整能正向地促进就业结构的调整和优化。城市化优化产业结构的同时也是对就业结构的调整，城市发展和产业结构优化带动第二、三产业就业比重尤其是第三产业就业比重的增加，就业结构得到优化。第三产业涵盖了最广泛的就业部门，就业弹性系数往往大于1并且呈递增的趋势，相较于其他产业在吸纳劳动力就业方面具有明显的比较优势，是增加城市就业机会的重要途径。因此城市发展对就业结构的优化主要表现为第三产业取代第二产业成为城市就业集聚效应的产业支撑。而就业结构的调整优化对城市化的带动作用主要表现为就业结构调整优化对人口迁移的影响。根据刘易斯的农村富余劳动力转移理论，农村富余劳动力向城市的迁移依赖于各经济部门的就业吸纳能力。城市化的发展带动城市人口和消费需求的增加，促进第三产业发展的同时，也提高了第三产业从业人数占从业人员总数的比重，城市就业结构的整体就业弹性也得到提高。就业结构的调整提高了各经济部门的就业吸纳能力，为农村富余劳动力提供了充足的就业机会，缩短劳动力由传统部门向现代部门转移的这一过程，从而加速人口由城市区域向城市迁移。
如图1所示，广东省城市化与从业人员总数的关系大致可以分为两个阶段，在2001年以前就业规模的增长速度快于城市化的发展速度；2001年以来，城市化水平高于就业规模的增长速度，进入了快速发展的阶段，然而由于就业规模增长缓慢，限制了城市化水平的快速推进，2005年以后城市化速度明显放缓。
图2描述的是广东省城市化（用CT表示）与三次产业就业比重（用LF、LS、LT表示）的关系。1982-2010年就业结构变动的趋势符合城市化发展过程中就业结构的演进规律，第一产业从业人数占从业人员总数的比重持续下滑，第二、三产业从业人数占从业人员总数的比重稳定上升；城市化中后期，第二产业从业人数占从业人员总数的比重有下降的趋势，第三产业从业人数占从业人员总数的比重不断抬升。2001-2003年，广东省第二产业从业人数占从业人员总数的比重先稳定后逐步下滑，城市化率反而加速上升，表明两者间的关联程度在缩小；同期第三产业从业人数占从业人员总数比重的提升推动了城市化率的快速上升。
城市化与就业结构演进的实证研究
（一）指标选取与数据检验
1.指标选取及数据说明。本研究中涉及的变量包括人口城市化和就业结构两个部分。目前，以非农人口占总人口的比重作为衡量人口城市化率的方法在国内外学者的研究中得到普遍应用，因此本文也采用非农人口占总人口的比例作为衡量人口城市化的指标。为了探讨人口城市化与就业结构演进的关系，本文用就业结构系数作为衡量就业结构的指标，包括第一产业从业人数占从业人员总数的比重（LF），第二产业从业人数占从业人员总数的比重（LS），第三产业从业人数占从业人员总数的比重（LT）。本文选取1978-2011年的年度数据作为样本数据，数据均来源于历年《广东省统计年鉴》。为了避免时间序列经济数据受到可能存在的异方差的影响，分别对上述指标取自然对数，记为LnCT、LnLF、LnLS和LnLT。
2.数据检验。对时间序列数据进行回归分析时，即使两列时间序列数据不存在任何的相关关系，也可能得到很高的相关系数。为了避免产生这种虚假回归，本文利用扩展的张迪克-富勒检验对LnCT、LnLF、LnLS和LnLT进行检验（见表1）。
由表1可知，四对时间序列及其一阶差分的ADF检验值都大于1%显著水平下的临界值，均为非平稳的时间序列。对水平时间序列二阶差分后再进行检验，ADF检验值分别为-6.27014、-5.267739、
-5.056337和-5.192196，均在1%的显著水平拒绝存在单位根的原假设，因此各变量为二阶单整的时间序列。
（二）模型的建立及实证分析
本文采用向量自回归模型（VAR）来分析我国人口城市化对就业结构的冲击效应和贡献程度。由单位根检验结果可知，LnCT、LnLF、LnLS和LnLT的二阶差分为平稳序列。因此采用2LnCT，2LnLF，2LnLS和2LnLT建立VAR模型。模型如下：
其中，ρ、r、x、σ为滞后阶数，ξ为随机扰动项。
1.协整检验。本文采用Johensen协整检验法来确定变量之间是否具有长期稳定的均衡关系（见表2），考虑到VAR模型滞后期的加长会导致自由度减小从而削弱模型参数估计量的有效性，因此将最大滞后期定为3。
由表2可知，没有协整关系和仅有一个协整关系的Trace统计量值分别为73.80227及32.00473，均大于5%置信水平下的临界值，拒绝没有协整关系和仅有一个协整关系的原假设，说明2LnCT、2LnLF、2LnLS和2LnLT间至少存在两对协整关系。
2.Granger因果关系检验。本文选取4个不同的滞后期对四个变量进行Granger因果关系检验，由于篇幅所限不再列表，结果显示：第一产业就业比重降低是城市化水平提高的格兰杰原因，二者存在显著的因果关系；第二产业就业比重与城市化水平之间的因果关系不显著；在滞后1期和2期时，城市化水平与第三产业就业比重之间的关系都不显著，直到滞后3期，第三产业就业比重的提高才是城市化水平提高的格兰杰原因。说明第三产业就业比重上升对城市化的促进作用有一定的时滞，要经历一段时间才显现出来。按照其他发达国家或地区城市化的经验，在城市化水平不断提高的背景下，三次产业就业比重应该呈现出第一产业就业比重不断降低、第二产业和第三产业的就业比重不断上升的现象。广东省城市化与就业结构之间的关系基本上与上述规律吻合。
3.脉冲响应分析。图3和图4给出了各变量一单位标准差的冲击对其他变量的脉冲响应函数。其中，横轴表示冲击过程的时间跨度，纵轴表示城市化的变化程度，实线是脉冲响应函数，两侧的虚线表示脉冲响应函数正负两倍标准差的值，表明冲击响应可能的区域。图3描述了城市化对其他3个变量的冲击的动态响应，图4是城市化对其他3个变量的冲击引起的变化的脉冲响应函数图。从整体上看，各组脉冲响应函数均有明显的收敛状态，表明脉冲响应函数是有效的。进一步分析图3可知，在本期给第一产业就业一个标准差冲击会影响城市化的增长，这种影响在第2期到达顶点，同时在短期内城市化水平会有较为显著的增长，但随后就开始回落。而第二产业就业和第三产业就业对城市化的影响是有滞后效应的，第二产业就业对城市化的冲击在第2期才显现出来；第三产业就业对城市化的冲击在短期内没有太大变化，但这种影响随着时间推移不断加强。从图4可以看出，本期给城市化一个标准差的冲击后，第一产业就业人口占总就业人口比重总体呈下降趋势，第二产业从业人数占从业人员总数在前2期为正，然后呈下降趋势，第三产业从业人数占从业人员总数在前2期为负，随后逐渐上升。
4.方差分析。方差分析描述的是VAR模型中各因素的冲击对内生变量变化的贡献程度。在已建立的向量自回归模型VAR（2）的基础上的方差分解可知。首先，第二产业从业人数占从业人员总数的比重的波动在第一期不受第三产业从业人数占从业人员总数的比重的影响，后者对前者的冲击从第二期开始显现出来，且冲击影响比较微弱，仅有0.636674%，此后呈现稳步增长的态势，这表明了第三产业从业人数占从业人员总数比重对第二产业就业规模的影响是长期的。其次，第三产业从业人数占从业人员总数的比重从第一期开始就受到自身波动和第二产业从业人数比重冲击的影响，且受自身波动的影响要小于第二产业从业人数占从业人员总数比重冲击的影响。同时，从第一期后第二产业从业人数占从业人员总数比重对第三产业从业人数占从业人员总数比重的冲击呈现不断减弱的趋势。最后，城市人口占总人口比重以及第一产业从业人数占从业人员总数的比重在方差分解中占有比较重要的位置，但都呈现逐年下降的趋势。
结论和建议
本文利用VAR模型和脉冲响应函数方法对广东省1982-2011年的城市化率和三次产业的就业结构系数等时间序列数据进行计量分析，从实证的角度论证了城市化与就业结构演进之间的关系。可以得出以下结论：
一是城市化与第三产业就业比重有显著的因果关系。从长期看，城市化对第三产业就业有一个正向冲击影响作用，这种影响在达到峰值以后开始逐渐减弱，说明城市化对于带动第三产业劳动人口比重的提高的可持续性有待加强，但反过来第三产业劳动人口比重的提高对城市化水平的提升有持久的影响。说明当前广东省加大第三产业的发展力度对提升城市化水平有着积极的作用。
二是从方差分解表也可以看出，第三产业就业人口占总就业人口比重的提高很大程度上是由第二产业的发展获得的。然而，第二产业就业比重与城市化二者之间没有显著的因果关系。
三是城市化水平的提高是第一产业就业比重降低的主要原因。但第一产业就业比重降低与城市化没有显著的因果关系。
结合以上结论，广东省应有效地推进城市化的进程，首先，制定与本省城市化水平相协调的产业政策，广东省要协调城市化与工业化的发展，通过发展生产业带动第三产业发展，继而实现第三产业的全面发展。其次，破除户籍制等制度约束的同时完善劳动培训体系，为农业人口的城市化搭建一个平等的制度和教育平台。
参考文献：
1.李若建.就业结构变迁对中国城市化地区差异的影响分析[J].中山大学学报：社会科学版，2006（5）
2.曾令华，江群，黄泽先.非农就业增长与城市化进程相关性分析[J].经济计划与管理，2006（1）
高数期中总结范文4
1 试验目的
为加快棉花新品种推广步伐，拓宽品种推广渠道，推进棉花品种和品质结构的优化，2016年在阿克苏市各级领导，地区种子管理站，市农业局的大力支持下，决定在我市开展棉花新品种展示工作，从田间种植，观察记载，为新品种的推广提供可靠的依据。
2 参试品种
棉花展示示范试验：参试品种6个（参试品种见表格）。
3 试验方式
采用1.45M膜宽，平均行距40厘米，株距12厘米，每品种种植面积0.45亩，示范总面积2.7亩，亩理论株数约13889株。测产取样点面积20O（12.5×1.6）。
4 土壤条件及田间管理
前茬为棉花，壤肥力中等、地势平坦、排灌方便的墒浇地。试验地灌一次墒水。冬水于2015年11月底灌溉，未灌春水。4月4日犁地，同时施基肥，尿素30Kg/亩、磷酸二铵30Kg/亩，钾肥5Kg/亩。4月7日耙、蘑地4遍，4月10日机械铺膜，4月12日进行播种，4月28日解放苗，5月8日定苗，7月1日滴第一水，全生育期滴5次水，追施滴灌冲施肥40K/亩。
化调（日期、药剂种类、用量）：第1次：5月20日，喷施缩节胺，0.5克/亩；第2次：6月21日，喷施缩节胺，1克/亩；第3次： 7月24日，喷施缩节胺，6克/亩。
病虫草害防治（时间、病虫草害种类、用药量和方法）：第1次：5月16日防治蓟马，高效氯氰聚脂，每亩用4.5%乳油30-50ml，机械喷施；第2次：7月12日防治棉叶螨，喷施阿维菌素、四螨三唑锡；第3次：7月16日，阿维菌素，4000-6000倍1.8%阿维菌素乳油喷雾。
7月19日打顶，9月28日第一次收花，10月27日第二次收花。
5 气候简况
在4月气候处在一个较平稳的阶段，播种时墒情较好，出苗比较整齐，平均温度10.7-23.7℃，低温9-14℃，高温20-30℃，无降雨，风力3-4级，比较有利于棉花出苗及出苗后生长影响，总体出苗情况较好。5月份（苗期）平均温度14.3-26.2℃，降雨量少，风力3-4级，有利于棉花苗期生长。6月份（蕾铃期），平均温度18.6-32.6℃，6月中旬出现12天的34-35℃高温天气，降雨量偏少，风力3-4级，整个六月阿克苏市极为缺水，е旅藁蕾期长势较慢，对棉花生长发育有一定影响。7月份气温总体较平稳，上旬出现4天35℃高温天气，但影响不大，平均温度19.3-32.5℃，降雨偏少，风力3-4级，有利于棉花座秋桃。8月份（吐絮期），平均气温17.5-28℃，但是今年的8月降雨偏多，其中有16天都有降雨，造成今年棉花的烂桃较多，枯萎病较重；并且8月23日在试验区打了一次冰雹，直径3-4厘米，持续4-5分钟，将棉花的叶片全部打烂，对棉花的产量和品质都造成一定影响。9月至10月份气候稳定，利于棉花后期吐絮，10月24日打霜。
6 生育期及主要农艺性状记载表（表1）
7 试验综合评价及试验结果简述
7.1 新陆中68（金丰源种业），该品种生长势、整齐度均较好，吐絮畅且集中，易拾花。株高65.9，第一果枝始节位8.1，单株果枝数11.2，平均单株结铃7.1个，单铃重5.3克，籽指9.9克，纤维长度29.1毫米，衣分率42.4%，其籽棉总产和皮棉总产分别为305.6公斤/亩和129.6公斤/亩，在参试品种中分别位居6、61位，生育期133天，枯萎病发病指数为0%、黄萎病发病指数25%，该品种表现一般。
7.2 新陆中63（创世纪种业），该品种生长势一般、整齐度较好，吐絮畅且集中，易拾花。株高45.9，第一果枝始节位7.1，单株果枝数9.0，平均单株结铃7.8个，单铃重5.5克，籽指9.8克，纤维长度28.4毫米，衣分率42.3%，其籽棉总产和皮棉总产分别为346.4公斤/亩和146.5公斤/亩，在参试品种中分别位居4、4位，生育期134天，枯萎病发病指数0%、黄萎病发病指数25%，该品种表现较好。
7.3 新陆中54（巴州友质种业），该品种生长势、整齐度均较好，吐絮畅且集中，易拾花。株高65.9，第一果枝始节位8.6，单株果枝数10.4，平均单株结铃6.7个，单铃重5.5克，籽指9.3克，纤维长度28.4毫米，衣分率40.9%，其籽棉总产和皮棉总产分别为333.6公斤/亩和136.5公斤/亩，在参试品种中分别位居5、5位，生育期129天，枯萎病发病指数0%、黄萎病发病指数23.8%，该品种表现一般。
7.4 新陆中47（金丰源种业），该品种生长势较好、整齐度好，吐絮畅且集中，易拾花。株高63.1，第一果枝始节位8.0，单株果枝数10.5，平均单株结铃8.7个，单铃重5.9克，籽指8.4克，纤维长度29.6毫米，衣分率40.7%，其籽棉总产和皮棉总产分别为424公斤/亩和172.6公斤/亩，在参试品种中分别位居2、3位，生育期132天，枯萎病发病指数为0%、黄萎病发病指数11.3%，该品种表现好。
高数期中总结范文5
论文关键词：消费结构，影响因素，实证分析
1前言
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣着
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107
2 张黎鸥.我国城镇居民消费结构的因素分析及预测研究.现代商业，2007(24):230-231
3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76
4 易月辉，孙凤.地区差异对城镇居民消费结构的影响分析.预测，2000(1):66-70
高数期中总结范文6
关键词：项目教学法；办公自动化教学；应用；专业人才
项目教学法作为建立在现代信息社会基础上的教法，是改变传统职业学校教育过程中存在的学用脱节和学不所用等多种弊端的最好方法，在国外已经广泛应用。而在我国职业学校计算机教学中，项目教学法的研究尚处于起步阶段。在新课改背景下，众多职业学校都陆续引入项目教学法作为实际教学的应用，以达到较好的教育教学水平，优化课堂学习的效率，为社会不断培养优秀的专业人才。实践证明，项目教学法不但能够解决教学过程中存在的问题，而且能够有效提高职业学校学生的学习能力和综合素质。
一、项目教学法实施条件
项目教学法能够更充分体现学生的主体性，是一种效果良好的师生互动教学方式，实施项目教学法必须具备如下几个条件：①教学的内容具有针对性，且内容有一定的研究价值和研究目的。②教学内容与具体的实践项目能够相互结合。③给学生创造独立的操作环境，尽可能培养学生的自主操作能力，在一定程度上拥有自我组织的权利。④有具体的项目成果，能够展示学生的研究结果。⑤项目存在一定的难度，使学生在运用所掌握科学知识的基础之上，学会新的科学知识。⑥尽量让学生独立解决遇到的问题。⑦在教学工作结束之后，教师与学生共同对项目的教与学进行总结。
二、项目教学法教学案例设计
教学案例：班级期末成绩统计汇总
（1）项目选择。项目选取职业学校学生身边的实例——自动化办公软件Excel表格的制作，使用统一的班级期末考试成绩数据，学生通过对这些数据的分析，统计出每名学生的期末总成绩、班级排名等，并且计算出平均分和优秀率。项目的选取目的在于使学生熟悉课堂中学到的自动化办公软件的各种知识，从而提高学生在实际岗位应用办公自动化软件的能力。
（2）项目教学目标。通过本项目的学习，让学生利用所学 Excel 软件中函数的相关知识技能，完成班级成绩的统计分析。在完成项目的过程中，巩固 Count 函数、AVG 函数、Sum函数、If 函数、升序降序的应用，学习 Rank 函数、Count If 函数的应用，提高学生的综合运用能力。通过对“班级期末成绩统计汇总”项目的学习，能够让学生利用办公软件Excel中的相关函数知识，完成对班级期末成绩的统计和汇总。在完成该项目的过程中，学生可以巩固Count 函数、Sum函数和If函数等课堂知识的应用，并且在这基础之上学习Count If 函数和Rank函数的使用，从而提高学生的综合知识运用能力。同时，培养学生主动学习、自主分析、数据处理的能力，以小组互相帮助的形式建立学生之间的团队合作能力。
（3）项目教学过程。
①小组分工，初步了解项目。A.小组分工：全班共计学生36名，每6名学生为一个小组，共计6个小组，每组设立一名学生为组长，小组成员在完成项目的过程中相互帮助，共同探索。B.了解项目：将班级的期末考试总成绩作为数据源，统计分析出每门学科在不同分数段的人数，以及每名学生的期末总分和班级排名，计算出平均分和优秀率。
②收集成绩，统一整理格式。A.收集成绩：在期末考试结束之后，每名组长到不同任课教师处收集期末成绩，进行数据汇总。B.统一格式：在进行数据处理之前，由于收集来的成绩表格的格式不统一，需要学生在数据处理之前统一表格的格式设置。
③期末成绩汇总。A.教师演示：对期末成绩总分进行排名时，计算需要使用Rank函数；统计每个分数段的学生人数时，计算需要使用Count If 函数，教师对Rank函数和Count If函数的使用进行详细讲解。B.学生操作：计算每名同学的个人总分和在班级中的排名，以及每门课程的平均分、各个分数段的学生人数、合格率和优秀率。学生在表格制作过程中，如果遇到困难和问题，可以相互讨论，或者查阅相关书籍来解决。
④项目交流讨论。每组学生要从表格制作的过程中遇到的问题、不同方法解决相同问题、自我评价等几方面进行交流讨论，组员之间要互相鼓励；小组之间进行交流讨论时，对其他小组提出的问题要尽力回答，如果得到其他小组提出的建议，学生们也要虚心接受。
⑤项目综合评价。A.交流总结。评价指标——交流内容涉及的方面较多，如态度谦逊，友好回答同学提出的问题，对于提出的建议虚心接受。B.组员合作。评价指标——高质量、高效率地完成组长分配的工作，与其他组员关系融洽，能够主动帮助其他组员。C.解决问题的能力。评价指标——能提出使用不同方法解决相同问题。D.实际岗位能力。评价指标——能用自动化办公软件Excel熟练处理一般数据问题，能熟练使用多个函数进行表间计算。E.综合能力。评价指标——组织沟通能力较强，与其他组员沟通顺畅，友好地进行团队合作。
教师根据每组学生制作“班级期末成绩统计汇总”项目的结果，实事求是地进行评分，现场评出“优秀小组”，教师对优秀小组颁发小奖品。
（4）项目总结。教师进行“班级期末成绩统计汇总”项目总结的时候，要在项目完成过程中学生发现的共性问题上进行详细讲解，学生应该对整个项目进行回顾和总结，完成项目小结，教师则应该在项目总结报告中详细记录学生遇到的问题和改进的方法，以便在下次教学时能够借鉴经验。
结论：项目教学法对于职业学校计算机教学来说是一种较新的教学模式，在自动化办公软件的教学过程中更是行之有效的教学方法之一。实践证明，通过小组之间的合作配合，能够提高学生学习的积极性，培养学生自主创新思维，在主动学习科学知识的同时能够将所学知识应用到实际问题中去，使学生的综合能力得到明显提高，促进学生成长成才。
参考文献：
[1]吴立春.项目教学法在高职《办公自动化》教学中的应用[J].重
庆教育学院学报，2008（3）.
[2]马平.项目教学法在办公自动化课程中的应用[J].广西教育，
