泰尔指数材料-
高温储热材料熔点、比热容等指标统计表
高温储热材料熔点、比热容等指标统计表近年来，随着节能环保理念的深入人心，高温储热技术备受关注。
在太阳能、风能等可再生能源的快速发展下，高温储热材料作为能量储存的重要手段，其性能指标备受关注。
其中，熔点和比热容等指标则成为评判高温储热材料性能的重要因素。
本文将围绕这些指标展开深入探讨。
1. 熔点统计熔点是指物质由固态转变为液态的温度。
在高温储热领域，材料的熔点直接关系到其在高温环境下的稳定性和可靠性。
为了更全面地了解高温储热材料的熔点情况，我们统计了以下几种代表性材料的熔点数据：- 盐类储热材料：氯化钠（801°C）、氯化钾（776°C）、氯化钙（772°C）- 金属氧化物储热材料：氧化铁（1539°C）、氧化铝（2072°C）、氧化镁（2800°C）- 硝酸盐类储热材料：硝酸钾（334°C）、硝酸钠（307°C）、硝酸钙（363°C）从统计数据可以看出，不同类型的高温储热材料的熔点存在较大差异。
盐类储热材料的熔点相对较低，而金属氧化物和硝酸盐类储热材料的熔点较高。
这也说明了不同类型材料在高温条件下的适用性存在一定差异。
在实际应用中，需要根据具体的工况要求选择合适的高温储热材料。
2. 比热容统计比热容是指单位质量物质在温度升高1摄氏度时吸收或释放的热量。
较高的比热容意味着材料具有更高的热容量，能够在储热过程中吸收更多的热量。
以下是几种常见高温储热材料的比热容数据统计：- 盐类储热材料：氯化钠（3.7 J/g·°C）、氯化钾（2.3 J/g·°C）、氯化钙（1.4 J/g·°C）- 金属氧化物储热材料：氧化铁（0.45 J/g·°C）、氧化铝（0.92J/g·°C）、氧化镁（1.1 J/g·°C）- 硝酸盐类储热材料：硝酸钾（1.5 J/g·°C）、硝酸钠（1.7 J/g·°C）、硝酸钙（1.1 J/g·°C）从比热容数据统计中可以看出，不同类型的高温储热材料具有不同的比热容数值。
全球第二大非晶合金带材生产商毛利率可能高达100%
全球第二大非晶合金带材生产商毛利率可能高达100%全球第二大非晶合金带材生产商―安泰科技非晶带材毛利率可能高达100%非晶带材技术壁垒非常高，目前全世界仍仅有安泰科技和日本日立金属能够生产。
安泰科技高管透露，公司4万吨非晶带材项目将在今年3月底全部建成投产，将成为全球第二大非晶合金带材生产商，2010年非晶带材销售计划为1.2万吨以上，成本在1.5 万元/吨以下，销售价格为2.8-3.1万元/吨，也就是说毛利率可能高达100%。
安泰科技从事非晶材料的研制已经有20年时间，安泰科技目前还处在追赶者的地位，但所幸的是安泰科技在追赶者中遥遥领先，因为除了日立金属和安泰科技外，世界上基本上没有第三家公司可以批量生产非晶带材的技术和工艺。
按照安泰科技刚刚开始的扩产计划，未来三年内，非晶产能也将扩展到5万吨。
一旦产能能够顺利扩展沫来非晶材料市场将只属于日立金属和安泰科技两家所有。
对于非晶带材市场来说，中国需求一直被压抑着。
非晶变压器的推广一直处于缓慢迈步状况。
市场普遍认为，此前非晶带材全球仅有日立金属一家供应商，处于产业战略的考虑，在国内厂商实现量产之前，国内的需求一直被压抑。
截止08年底的数据显示，OECD组织已经有超过15%的配电变压器更换为非晶合金变压器，而同期国内市场仅仅1%实现了更换。
市场前景可见一斑。
显然，随着安泰科技非晶带材的量产，国内长期压抑的需求将得以释放。
目前，非晶带材的热试已经成功，2010年产量3.5万-4 万吨，公司目前积极扩充产能，到2011年产能将达到10万吨，发改委之所以没有出台扶持策，主要就是因为公司前期没有量产，随着公司4万吨项目的推进，发改委有望出台策强推公司产品。
目前非晶产品的完全成本在1.3万元/吨，随着产量上去，成本有望进一步降低到1.2万元/吨以下。
简单测算下，如果2009年产能可以达到3.5万吨，按照3万元/吨的销售价格，考虑所得税和销售费用率，每吨利润1.4万元，非晶带材项目明年利润可贡献4.5-5亿。
泰尔指数ev-概述说明以及解释
泰尔指数ev-概述说明以及解释1.引言文章1.1 概述：泰尔指数ev是一种常用的经济学指标，用于衡量一个国家或地区的财富或收入分配的不平等程度。
它是由意大利统计学家科雷多·泰尔（Corrado Gini）在1912年提出的。
泰尔指数通过计算财富或收入分布的不平等程度，可以帮助我们了解一个社会的公平性和社会经济发展的程度。
泰尔指数的值范围在0到1之间，值越接近0，表示财富或收入分配越均衡；而值越接近1，表示财富或收入分配越不平衡。
当泰尔指数为0时，意味着所有人的财富或收入都完全相同；当泰尔指数为1时，表明一个个体拥有了全部的财富或收入，而其他人没有任何财富或收入。
泰尔指数的计算方法相对简单，可以通过对个体财富或收入进行排序后，根据累计百分比计算得出。
具体来说，我们可以将财富或收入按照从小到大的顺序排序，然后计算累计百分比，最后根据泰尔指数的公式进行计算。
泰尔指数在各个领域都有广泛的应用。
在经济学领域，泰尔指数可以帮助研究者了解经济的公平性和稳定性情况，为制定经济政策提供参考。
在社会学领域，泰尔指数可以帮助我们了解财富或收入分配对社会的影响，揭示社会阶层和社会不平等问题。
在发展经济学领域，泰尔指数可以帮助我们比较不同国家或地区之间的财富或收入分配情况，从而进行国际比较和分析。
总而言之，泰尔指数ev作为一种重要的经济学指标，对于了解一个国家或地区的财富或收入分配的不平等情况具有重要意义。
通过计算泰尔指数，我们可以更好地了解社会经济的公平性和稳定性，为制定相关政策提供支持。
在未来，泰尔指数的应用领域还有待进一步拓展和研究，以更好地服务于社会经济的发展与进步。
1.2 文章结构文章结构部分的内容:文章分为引言、正文和结论三大部分。
引言部分主要包括概述、文章结构和目的。
在概述部分，将对泰尔指数进行简要介绍，包括其定义、计算方法和应用领域等基本信息。
在文章结构部分，将详细说明本篇文章的整体结构安排，以便读者能够清晰地了解文章的组织框架。
中国收入差距不平等状况的泰尔指数分析
２００８年２月云南财经大学学报Ｆｅｂ．，２００８第２４卷第１期ＪｏｕｒｎａｌｏｆＹｕｎｎａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＶ０１．２４Ｎｏ．１中国收入差距不平等状况的泰尔指数分析。
苑林娅（北京西城区委党校，北京１０００３５）摘要：以泰尔指数为研究工具，以城乡间、区域间、行业问、所有制闻收入差距为研究对象，采用‘中国统计年鉴＞的权威数据，得出中国目前的收入不平等状况是：收入不平等程度城乡问的要大于区域问的；东部地区的高于中、西部和东北地区的；西部的高于中部和东北地区的，中部和东北地区的相差无几；行业内的稍大于行业阍的，而行业间的又大于不同登记注册类型问的收入差距；国有企业和私营企业员工收入的差距不大。
私营企业雇主和雇员之间有着巨大的收入差距。
关键词：基尼系数；秦尔指数；收入差距中图分类号：砣２２．３３文献标识码：Ａ文章编号：１００７—５５８５（２００８）０１—００３０—０８目前，对中国收入差距的衡量一般都采用分组的方法处理数据，因此中国整体的收入差距包括组问差距和组内差距两大部分，而组间差距根据衡量的对象不同又分为城乡差距、区域差距、行业差距和所有制差距四种。
需要指出的是，首先，中国整体的收入差距不等同于这四种差距中的任何一种，即任何一种组间差距都不能完全代表中国收入差距的现状；其次，虽然这四种差距具有很大的重叠性，但它们并不是等同的，也就是说这四种差距对中国整体收入差距的影响是不一样的。
故选定泰尔指数作为本文的主要工具，对这四种差距进行具体分析，可全面论述中国目前的收入不平等状况。
一、收入差距衡量方式的比较分析（一）基尼系数意大利统计学家Ｃ·基尼１９１２年首次提出了一种不均等指数及计算方法：厶＝∑∑’毛一气Ｉ／ｎ（ｎ一１）０≤Ａ《２ｕＪ；ｌｉｆｆｉＩ其中，ｌ毛一毛ｌ表示任何一对样本的收入差的绝对值，ｎ是样本数量，ｕ是收入均值。
上述公式计算出来的基尼系数的数值并非在０一ｌ之间，经过后人的改造，现在常用的基尼系数一般计算公式【１】：ｃ＝去砉砉－Ｙｉ－ＹｉＩ其中，Ｉ乃一儿ｌ表示任何一对样本的收入差的绝对值，ｌｉｌｔ是样本数量，Ｕ是收入均值。
泰尔指数
Income inequality and efficiency:A decomposition approach andapplications to ChinaYuk-shing Cheng *,Sung-ko LiDepartment of Economics,Hong Kong Baptist University,Renfrew Road,Kowloon Tong,Hong Kong,ChinaReceived 15October 2004;received in revised form 5July 2005;accepted 1September 2005AbstractThis paper suggests a new interpretation for a decomposition of the Theil inequality index when income can be expressed as multiplicative components.Applying the method to China,we find that the impact of technical inefficiency on inter-regional inequality has shown a declining trend.D 2005Elsevier B.V .All rights reserved.Keywords:Inequality;Decomposition;China;Technical efficiencyJEL classification:C10;D63;H731.IntroductionThis paper suggests a new interpretation for the residual term of a decomposition of the Theil index (or called Theil’s second measure)to identify the inequality contribution of multiplicative components of income.Our motivation is to find out the extent to which differentials in productivity and efficiency can explain China’s inter-provincial income inequality.We express income per capita in each region as the multiplication of productivity and efficiency terms.However,in the existing literature,decomposition of inequality when income is expressed as multiplicative components has not been 0165-1765/$-see front matter D 2005Elsevier B.V .All rights reserved.doi:10.1016/j.econlet.2005.09.011*Corresponding author.Tel.:+852********;fax:+852********.E-mail address:ycheng@.hk (Y .Cheng).Economics Letters 91(2006)8–14investigated seriously.1The study of Duro and Esteban (1998),to the best of our knowledge,is the only one that attempts to tackle this issue.In this paper,we will first point out some weaknesses of their method and explain why it is not suitable for our analysis.We then suggest a new interpretation of the residual term of another decomposition method,which Duro and Esteban (1998)have noted but abandoned.Applying this method to Chinese data generates interesting results.2.Decomposition of the Theil index for multiplicative income componentsLet y =(y 1,...y N )be a vector of per capita income of N regions with mean l .The inter-regional income inequality as measured by the Theil index can be expressed as:T y ðÞ¼1N X N i ¼1ln l y ið1ÞSuppose y can be expressed as the multiplication of two elements,i.e.y i =a i b i and l a and l b are the means of the a i and b i respectively.The Theil index for these two elements are T (a )=(1/N )P ln(l a /a i )and T (b )=(1/N )P ln(l b /b i ).Our aim is to express T (y )in terms of T (a )and T (b ),i.e.,T (y )=F (T (a ),T (b )).Duro and Esteban (1998)construct fictitious variables x a and x b corresponding to a and b and express the Theil index of y as the addition of modified indices of inequality in the following way,2T y ðÞ¼T V x a ðÞþT V x b ÀÁð2Þwhere T V (a )=(1/N )P ln(l /x i a )and T V (b )=(1/N )P ln(l /x i b ).However,there are two problems with the modified Theil index,T V .Firstly,this index differs from the proper Theil index in the numerator in the formula.The mean of y (i.e.l )is used as the numerator in T V while the means of x a and x b should be used in computing T .The exact meaning of T V is not clear.Secondly,although the minimum value of T is always zero (representing an even distribution of income),those of T V (x a )and T V (x b )can be positive or negative.When one of the elements on the right hand side of Eq.(2)is negative,the inequality of this component contributes negatively to the inequality.It is difficult to understand what that really means.Indeed negative values are obtained for some components when we apply the method of Duro and Esteban (1998)to regional data of China.Duro and Esteban (1998,Footnote no.2)are aware of another possible decomposition of Theil’s index.Specifically,T y ðÞ¼1N X N i ¼1ln l a a i l b b i l l a l b¼T a ðÞþT b ðÞþln l l a l b ð3Þ1Decomposition of inequality in other ways can easily be done.For example,Lerman and Yitzhaki (1985)have developed a method for decomposing the Gini coefficient to identify the contribution of additive components of income to inequality.The decomposition of Generalized Entropy,derived by Shorrocks (1984),helps us to find out the contribution of inequality within and between subgroups to the overall inequality.2Duro and Esteban (1998)study cross-country inequalities.The fictitious variables are constructed by multiplying an income component by the world values of other components.To express their idea,let y i =r i /t i =(r i /s i )(s i /t i ).Suppose a i =(r i /s i ),b i =(s i /t i ),R =A r i ,S =A s i and T =A t i .Then x i a =a i *(S /T )and x i b =(R /S )*b i .Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–149The third item on the right hand side of Eq.(3)can be regarded as a residual term.Duro and Esteban have not provided any interpretation of this residual term.Neither have they applied this decomposition in their empirical analysis.3It can be shown that the residual term is an interaction element that reflects the correlation between a and b .We specify this in the following proposition.Proposition 1.Let y i =a i *b i ,i =1,...N and a i ,b i z 0for all i.Denote the means of y i ,a i and b i by l ,l a and l b ,respectively.Let T(y),T(a)and T(b)be the Theil indices for y,a and b,respectively.ThenT y ðÞz b ðÞT a ðÞþT b ðÞf cov a ;b ðÞz b ðÞ0g :Proof.As noted in Eq.(3)above,we haveT y ðÞz b ðÞT a ðÞþT b ðÞf ln l =l a 4l b ðÞz b ðÞ0:We next show that ln(l /l a *l b )z (b )0f cov(a ,b )z (b )0.First,write down the covariance of a and b :cov a ;b ðÞ¼1N X i a i Àl a ðÞb i Àl b ðÞ¼1N X ia ib i Àa i l b Àl a b i þl a l b ðÞ¼l Àl a l b ð5ÞBy manipulation,we can havel l a l b ¼cov a ;b ðÞl a l bþ1ð6ÞTaking log on both sides,we get the results.5The residual term ln(l /(l a l b ))is positive (or negative)when the two components a and b are positively (correspondingly,negatively)correlated.When the term is zero,that is,the two elements are totally uncorrelated,inequality of y is neatly equal to sum of the inequality of each of the elements.3.Per capital income,labor productivity and technical efficiencyTo incorporate efficiency factors into inequality analysis,we need to estimate the production frontier and the efficiency score of each observation point.The frontier adopted in this paper is a piecewise-linear frontier exhibiting variable returns to scale.Efficiency is gauged by standard Farrell output-oriented measures (see Fa ¨re et al.,1994and Coelli et al.,1998for explanations of the concepts).Fig.1depicts the piecewise-linear production frontiers that can be constructed from observed data.Suppose we have an observation point inside the frontier with actual output y a .Assuming variable returns to scale,the production unit can use the same level of input to produce y s if it can eliminate its technical inefficiency.Its output can be further increased to y e if it can eliminate its scale inefficiency.Correspondingly,y a /y s measures the pure technical efficiency and y s /y e the scale efficiency of the production unit.To construct the frontier and estimate the efficiency scores,we utilize the linear 3Duro and Esteban (1998)consider four multiplicative factors of income,whereas we consider only two factors.Probably due to this reason,they have not been successful in disentangling what the interaction term really means.Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–1410programming method commonly called data envelopment analysis (DEA)(also see Fa ¨re et al.,1994and Coelli et al.,1998for applications).Suppose each province i =1,...N uses K inputs x k ,k =1,...K to produce M outputs y m ,m =1,...M.We can run the following linear programming to obtain the technical efficiency (y a /y s )of each province i ,Max h ;z hs :t :h y m VX N i ¼1z i y i m ;m ¼1;N ;M ;XN i ¼1z i x i k V x k ;k ¼1;N ;K ;z i z 0XN i ¼1z i ¼1;i ¼1;N ;N :If we run the linear programming without the last constraint,we can obtain the technical efficiency scores under the assumption of constant returns to scale,that is y a /y e .Dividing it by y a /y s ,we can then obtain the scale efficiency y s /y e .Now suppose y a is the GDP of a province and we want to use per capita GDP to investigate the provincial income inequality.Let P and L denote the population and labor,the per capita GDP can be expressed as:y a P ¼L P y a L ð7Þwhere L /P is the labor–population ratio,which generally is determined by a number of factors,including the working population ratio,the labor participation rate and the employment rate.y a /L is the laborx (input)y (output)y ey sy aFig.1.Technical efficiency and scale efficiency.Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–1411productivity.When we allow production units to operate below the frontier level,the labor productivity can be further decomposed into several terms:y a P ¼L P y e L y s y e y a y s ! ð8ÞIn the round bracket are the scale efficiency and the pure technical efficiency terms that have been defined above.Together,they measure the total technical efficiency.The first term in the square bracket,y e /L ,is the level of labor productivity of a production unit if it can eliminate all its total technical inefficiency.We call this term the b pure labor productivity.Q This is the component that is affected by the per capita level of capital and technological progress.4.Decomposing inter-provincial income inequality in ChinaIn estimating the production frontier and efficiency scores,we assume labor and capital as the inputs and GDP as the output.4As our method deals with the decomposition of two multiplicative elements,we will analyze the inter-provincial inequality in China step by step.4.1.Decomposing the inequality in per capita GDPWe first decompose the inequality in per capita GDP into contributions from inequality in labor–population ratio and inequality in labor productivity.As can be seen in Fig.2,the inter-province inequality in per capita GDP decreased in the 1980s,but then increased continuously up to 1998.4All the necessary provincial-level data are obtained from Statistical Compendium for Fifty Years of China .Xizang and Chongqing are not included in the analysis,as there are missing data for the former and the latter was separated from Sichuan Province in 1997.GDP are converted into constant prices of 1980.To construct the capital data,we first deflate gross capital formation by the deflator for the secondary sector of GDP into 1980prices to obtain real investment (I).We compute the initial capital stock in 1978by K 1978=I 1978/(g *+d ),where g *is the average annual growth rate of gross fixed capital formation during 1978–1998.Capital stock in the subsequent years is then computed by the perpetual inventory method,i.e.,K t =(1Àd )K t À1+I t.Fig.2.Decomposition of inequality in per capita GDP.Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–1412Inequality in labor productivity has been a crucial factor that pushed up inter-provincial inequality in the last two decades.Its contribution to the inequality in per capita GDP rose from 66%in 1982to 86%in 1998.The contribution from the inequality in labor–population ratio has been very small,ranging from2.6%to 5.1%during the two decades.The interaction term,however,exhibited a clear downward trend,indicating the declining correlation of the two elements.4.2.Decomposing the inequality in labor productivityGiven that inequality in labor productivity is the major driving force of the rising income inequality,it is important to find out its sources.We then decompose inequality in labor productivity into contributions from pure labor productivity and total technical inefficiency.As can be seen from Fig.3,the two elements showed opposite trends in the past two decades.The majority of the inequality in labor productivity came from the inequality in the b pure labor productivity,Q which showed a steep upward trend.Its share in inequality in labor productivity was over 80%most of the time.The inequality in total technical efficiency declined sharply up to early 1990s and then increased slightly in the second half of 1990s.Its contribution to the inequality in labor productivity reduced from around one-third to a mere 7.6%in 1998.The interaction term played an important role in determining the inequality in labor productivity.It was initially negative,indicating that many of the provinces that had high pure labor productivity had low technical efficiency scores.It offsets over 40%of the overall inequality in labor productivity.However,it rose gradually and turned positive in 1989.Its contribution to the inequality in labor productivity was increasing in the 1990s,eventually reaching 12.1%in 1998.The inequality of total technical efficiency can be further decomposed.Since its contribution to overall income inequality is minor,we do not report the decomposition results for it.5.ConclusionThis paper suggests a new interpretation of a decomposition of the Theil index when per capita income is expressed as multiplicative elements.This method has the potential for applications inwider Fig.3.Decomposition of inequality in labor productivity.Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–1413context.In our own application to Chinese regional data,we found that the major component that affects regional inequality in China is the observed labor productivity which has two multiplicative elements:pure labor productivity and total technical efficiency.Applying the method to these two elements again,we can conclude that the widening inter-provincial inequality in the 1990s was mainly due to the rising inequality in the pure labor productivity.On the other hand,inequality in technical efficiency was becoming less important.Our results indicate that reforms in China have successfully driven the production units to utilize existing resources and thus were operating at output levels closer to the frontier.AcknowledgementsWe would like to thank an anonymous referee for the constructive comments on an earlier draft of this paper.The work described in this paper is partially supported by a grant from the Research Grants Council of Hong Kong Special Administrative Region,China (Project No.HKBU2010/02H).ReferencesCoelli,Tim,Rao,D.S.Prasada,Battese,George E.,1998.An Introduction to Efficiency and Productivity Analysis.Kluwer Academic Publishers,Boston.Duro,Juan Antonio,Esteban,Joan,1998.Factor decomposition of cross-country income inequality,1960–1990.Economics Letters 60,269–275.Fa ¨re,Rolf,Grosskoff,Shawna,Norris,Mary,Zhongyang,Zhang,1994.Productivity growth,technical progress and efficiency change in industrialized countries.American Economic Review 84(1),66–83.Lerman,Robert I.,Yitzhaki,Shlomo,1985.Income inequality effects by income source:a new approach and applications to the United States.Review of Economics and Statistics 67(1),151–156.Shorrocks,Anthony F.,1984.Inequality decomposition by population subgroups.Econometrica 52(6),1369–1385.Y.Cheng,S.Li /Economics Letters 91(2006)8–1414。
热电材料调研报告
热电材料调研报告一、热电材料的定义与分类热电材料是指具有热电效应的材料，它们能够将温差转化为电能或将电能转化为温差。
根据材料的热电效应类型和性质，可以将热电材料分为两类：Seebeck效应材料和Peltier效应材料。
1. Seebeck效应材料Seebeck效应是指当不同温度两端的材料之间存在温差时，由于电子在材料中的热运动差异，将产生电势差，从而产生电流。
Seebeck效应材料主要包括金属、半导体和复合材料。
（1）金属：常见的金属热电材料包括铜、铁、铟、铋等。
金属具有较高的导电性和较低的电阻率，但其热电效应较小。
（2）半导体：半导体热电材料的热电效应较金属更大，常用的半导体材料包括硅、锗、锡化物、碲化物等。
半导体热电材料的导电性较金属弱，但在不同温度两端形成的温差下，电荷载流子的移动将导致电势差的产生。
（3）复合材料：复合材料是由不同的成分组成的材料，常见的复合热电材料有氧化物、硫化物、硒化物等。
复合材料中的组分可以发挥不同的作用，例如增强导电性、调节热导率等，从而提高热电效应。
2. Peltier效应材料Peltier效应是指当电流通过两种不同材料之间时，在材料交界处会产生温度差。
Peltier效应材料主要用于制冷、加热等领域。
常见的Peltier效应材料有锗、硒、碲等。
二、热电材料的性能与优势热电材料的性能参数包括热导率、电导率、Seebeck系数以及热电功率因子。
热导率越低、电导率越高、Seebeck系数越大、热电功率因子越大的材料，其热电效应越明显。
热电材料具有以下优势：1. 高效能转化：热电材料能够将废热或热能转化为电能，实现能源的利用和转换，有助于提高能源利用效率。
2. 可再生能源应用：热电材料能够利用可再生能源，如太阳能、生物质能等产生的热能，实现绿色环保能源的转化和利用。
3. 模块化应用：热电材料可以组合成热电模块，根据实际需要进行扩展和应用，提供了灵活的设计和安装方式。
4. 无污染：热电材料的转换过程无需化学反应，因此不会产生废水、废气等污染物。
ITOT：成分股大扩容
鹏华ETF投资64 2023/07/14ITOT：成分股大扩容石 伟／文需要注意的是，美国ETF行业中有一只ETF与iShares Core S&P Total US SM ETF同样是跟踪“标准普尔综合1500指数”，即SPDR Portfolio S&P 1500Composite Stock Market ETF（SPTM），后者成立于2000年10月，截至2023年7月初的规模仅有64.64亿美元，在美国ETF行业中的排名在200位开外。
然而，在美国ETF行业中，与iShares Core S&P Total US SMETF同样跟踪全部市值股票指数的ETF不在少数，截至2023年7月初规模较大的ETF分别有SPDR S&PDividend ETF（SDY）、Dimensional US Core Equity2 ETF（DFAC）、iShares Select Dividend ETF（DVY）、Vanguard Extended Market ETF（VXF）和Pacer USCash Cows 100 ETF（COWZ），规模分别为219.46亿美元、205.20亿美元、197.73亿美元、152.95亿美元和132.27亿美元。
在分红方面，iShares Core S&P Total US SM ETF不是非常大方。
根据的最新数据，iShares Core S&P Total US SM ETF采用的是季度分红的ETF行业惯例，从成立之后两年的2006年3月份截至2023年7月初，该ETF共计分红52次，其中2015年和2017年除了正常的季度分红之外还进行了年度分红，这两年每年共计分红5次，但分红金额并不是很高，最近3年分红最高的是2022年12月13日的0.4055美元，最低的2021年6月10日仅分红0.2359美元，目前最近的分红发生在2023年6月7日，分红金额为0.2827美元，对应的年度股息仅为1.1307美元，股息收益率更是仅1.16%。
京津冀地区产业结构优化分析
马艺菲，等：京津冀地区产业结构优化分析产业经济京津冀地区产业结构优化分析马艺菲，唐雨辰（哈尔滨工程大学经济管理学院，黑龙江哈尔滨150001）［摘要］京津冀地区是我国政治、经济中心，也是北方的重要核心区。
其产业结构的发展对我国国民经济有着重要的推动作用，，京津冀地区的发展成为衡量地区和发达程度的重要标志。
文章通过对2009&2018年以来京津冀地区三次产业的产业进行总体分析，更直观地阐明京津冀地区产业结构中存在的问题，并提出有效且可行的发展路径。
［关键词］;业优化；京津冀［DOI］10.13939/ki.zgsc.2021.04.511京津冀经济和产业结构基本情况2三大产业结构合理化分析目前处于由第二产业主导向第三产业主导转型的阶段，2009—2018年，第产业持续，比不断扩大，第二产业占比持续，而第一产业变化不大。
“一”的倒金字塔产业格局基本形成。
从生产总值来看，区的产业结构占比和发展与全国的发展大体，第一产业的占比显低于全国第一产业生产总值的比重；第产业占比稍微于全国第二产业生产总值的比重。
对力占比，京第一产业占比显于全国水平，第、三产业占比显于全国。
为上述问题，进一步发挥自身优势，广吸纳人才，加强“软”，视区程度和文化的发展，贯落实产业结构的升级、转）文章借鉴干（2011）产业结构合理化的：指数，不仅考虑产业的相对性，文了结构偏离度的义论内容，因此相比之下，该方法是一个更好的度量）下：TL"$（（!4）⑴其中，!代表产出结构，¥代表就业结构，!代表产业的相对重要性。
当经济结构处于均衡状态时，TL=0；TL '0即产业结构偏离了均衡状态，产业结构不合理，且产业结构的不合况偏度增加而加大。
表1是据各个计年鉴、国家统计年鉴上的数据的2009—2018年的数。
表12009—2018年全国与京津冀地区泰尔指数年份全国泰尔指数北京市泰尔指数天津市泰尔指数河北省泰尔指数2009 1.0280.0380.0810.180 2010 1.0220.0380.0740.173 2011 1.0000.0330.0740.173 20120.9580.0310.0690.156 20130.9070.0290.0590.147 20140.8650.0270.0620.146 20150.8060.0270.0630.142 20160.7740.0290.0540.148 20170.7830.0290.0530.154 20180.7780.0290.0510.150通过表1可以看出：①京津冀的泰尔指数明显低于全国的，产业结构的合化度显于全国的，区一、二、产业 更协调，资源用效率更高；②北京、数的数值较小，整体小于0.1，接近0,说明两个地区产业结构接近合理，经济发展比较均衡，河北数虽于北京、，但整体小于0.2，表明河北省产业结构合理化程度低于北京;③总体上来看数呈现下（中间略有波动），笔认为下：“”等一系的设计和提出，协同进入发展阶段，此阶段下的产业协度得到一定）反到：指数上就呈现出数下，产业的结构更加合理）别在2014年以后，协发展上升为国家级战略，协同发展进化阶段，一系化措施促产业的协调得到进一，更加合理）2021.3用51产业经济中国市场2021年第4期(总第1067期)3三大产业结构高度化分析32产业结构的“量”图1展示了2009—2018年京津冀三次产业产出比例变迁。
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上海市的收入差距_基于泰尔指数分解的分析.caj一、引言收人分配问题已经正式纳人了中国社会主义市场经济改革的议程。
2006年5月26日，中共中央政治局召开专题会议，称要更加注重社会公平，努力缓解部分社会成员收人分配差距扩大的趋势，构建科学合理、公平公正的社会收人分配体系。
政界、学术界及社会各界对收人差距问题的关注迅速升温。
一项在东西部八省市(包括上海市)实施的问卷调查结果显示，在百姓最为关心的和谐社会十大热点问题中，“收人差距扩大”高居第一位。
②正是在这样一个大背景下，研究上海市的收人差距问题便有了特殊的意义。
简单来说，作为国内经济发展与改革的领导者和先驱者，解决收人差距问题的是否得力，不仅关系到上海市的持续稳定发展，而且也将关系到上海市在公共管理工作中政策表率作用的继续发挥。
本文正是对上海市收人差距问题的一个实证分析.简单来说，文章借助家庭层面的调研数据，采用科学的收人差距度量指标，考察了上海市收人差距的现状，并运用泰尔指数分解法对收人差距进行了细分，以达到厘清收人差距状况并为政策制定提供依据的目的。
四、收入差距的泰尔指数分解回答“收人差距的现状是怎样的”仅是收入差距相关问题的第一步;事实上，如何在此基础上挖掘出是什么因素带来了收人差距，进而为控制收人差距提出有针对性的具体措施才是重中之重。
在这一部分中，我们将运用泰尔指数分解法，对收入差距的决定因素进行分析。
泰尔指数是广义嫡(GE)指标体系的一种特殊形式，和基尼系数一样，它满足一个好的描述收人差距水平的指标所应有的全部性质。
除了能用来度量收人差距水平外，泰尔指数更为重要的优点和用途在于，它可以直接分解为组内和组间的差距，从而既能达到细分收人差距的目的，又可以为制定更有针对性的政策从表2可以看出，对于收人和工资性收人的泰尔指数，地区之间的差距是相对不重要的，它对总泰尔指数的贡献小于任何一个地区内部.但如考虑消费性支出的泰尔指数，地区之间差距则具有较大的贡献率(15.n%)，商于宝山、杨浦、奉贤三个地区内部差距的贡献，且与这三个地区的贡献率之和基本接近。
无论运用哪个计算标准，浦东新区内部的差距都具有相当大的贡献率，其收人差距和工资性收人差距贡献率都超过了50%.而对于消费性支出的泰尔指数，卢湾的贡献率(22.05%)超过了地区间差距的贡献。
中国保险业区域发展差异的泰尔指数测度与实证分析.pdf 中国八大地区收入差距的泰尔指数测度.caj3利用泰尔指数测算中国八大地区收入差距及其因素分解泰尔指数是一种具有空间可分解性的区域差异分析方法,可用来分析区域总体差距、区域间差距以及区域内差距的变化,在区域研究中受到不少学者的重视。
的加权和。
泰尔指数越大,说明区域差距越大,反之亦然。
本文运用上述泰尔指数公式及其分解式,计算得出中国1999—2008年地区收入差距和因素分解结果(泰尔指数),如表2和图1所示。
中国农村内部区域之间收入差距分析_基于泰尔指数的测度.caj二、研究方法和数据说明l、研究方法。
泰尔指数是Hend仆eU(Theil，1967)根据信息论中“摘"的概念提出的用于计算收人差距的指数。
如果将研究对象的总体按照研究目的分为二组，每一组包括n个个体，泰尔指数为中国区域经济差异的泰尔指数多指标测度研究.caj二、研究方法及数据来源1·泰尔指数1967年泰尔(Theil)运用信息理论提出一个可以按照加法分解的不平等系数,该系数可以满足达尔顿-庇古(Dalton-Pigou)转移支付准则以及人口和收入均质性等所有条件。
由于泰尔指数具有把整体差异性分成组内与组间差异的特性,被广泛应用于区域整体差异以及区域间差异的实证研究。
计算公式为:中国区域金融增长的差异_基于泰尔指数的测度.caj(好论文，经济地理)自1978年以来,中国的宏观经济一直运行良好。
但是伴随着整体经济发展水平的上升,经济增长在地区间却突出地表现出非一致性,省际间经济发展水平和经济增长的差异在不断扩大。
根据分析,以可比价格计算,中国的人均GDP标准差从1978年的330上升到了1999年的1 171[1]。
当前地区差距已成为中国政府关注的一个重要的问题,因为它影响中国的经济繁荣、社会稳定和国家统一(Philippe Aqhion et al.,2001)。
国内外学者也因此对中国地区差距问题进行了大量的探讨。
但是,综观这些文献可发现,对区域经济发展具有先导作用的区域金融,至今却没得到足够的关注。
不过近几年也有学者开始对区域金融发展的差异进行了分析。
Bianco et al.(1997)通过对6个国家的金融体制的比较,结论认为,不同的金融体制意味着不同的均衡结果,到目前为止,金融体制的收敛性仍很有限。
张杰[4]通过对“新古典均衡假说”“循环积累因果原理”以及“威廉姆森倒U假说”作比较分析后,认为经济结构的区域差异必将引起金融制度安排与金融结构的区域差异,并阐述了金融结构的区域趋同、区域金融呈现出类似于经济发展的“威廉姆森倒U假说”的思想。
他同时还认为,在中国由于政府政策的收敛作用,区域金融发展差距会比较平缓,并提出在体制变革阶段应积极地推进“趋异”过程,而不是抑制这一过程。
陆文喜[10]等通过对中国1985年金融体制变革以来区域金融发展的收敛性进行了实证分析,结论认为中国区域金融发展存在收敛性,并具备阶段性和区域性特征,同时中国的区域金融发展还具备经济发展的“俱乐部收敛”特征。
金雪军[11]等通过对1978—2003年的金融成长差异进行了实证分析,结果认为金融成长差异长期客观存在,并且在1978—2003年不存在区域金融成长差异的倒U形曲线,而是显现三次曲线的变动态势。
张军洲[14]和殷德生、肖顺喜[13]都以“区域金融”分析与研究为题,探讨了地区的金融发展状况和发展战略。
1差异分析1.1指标选择在衡量金融增长的指标上,戈德史密斯提出“金融相关比率”(Financial International Ratio-FIR)指标,它的定义是全部金融资产价值与全部实物资产(即国民财富)价值之比,这是衡量金融上层结构相对规模的最广义指标。
戈德史密斯[8]认为,金融相关比率的变动反映的是金融上层结构与经济基础结构之间在规模上的变化关系,可以被视为金融发展的一个基本特点。
麦金农(1973)在研究发展中国家的金融抑制与金融深化时,衡量一国的金融增长主要使用货币存量(M2)与国民生产总值的比重作为标尺,因此,人们一般用M2与GDP之比,以衡量一国的经济货币化程度。
由于中国缺乏各地区金融资产以及M2的统计数据,所以国内学术界在计算金融相关比率时,一般采用银行的存贷款之和比上国内生产总值计算,国内一些学者在衡量金融增长上,也仿照戈氏指标,包含存款和贷款[4,6,7]。
这是因为中国的主要金融资产集中在银行,而银行的最主要资产是存款和贷款。
文中衡量金融增长上也主要包含存款和贷款。
1.2测度方法为了准确反映各经济带之间及经济带内部的区域金融增长的差异程度,以及总差异中有多大份额是由东、中、西三个经济带的带间差异产生的,有多大份额是由经济带内部差异产生的,本文采用泰尔指数,它能够比基尼系数、阿特金森尺度等描述地区间差异(或称不平等度)的指标更好地符合我们的要求[3]。
现根据泰尔指数的测度方法,来分析我国区域金融增长差异。
设E、M、W分别表示东部、中部、西部三个经济带,IE、IM、IW分别为东部、中部、西部地区三个经济带的泰尔指数指标,代表三个经济带的金融增长差异,根据泰尔指数的定义以及公式,有:中国区际公共卫生服务水平差异的变化_运用泰尔指数的测度方法.caj财经理论与实践(双月刊)2010年7月一、问题的提出公共卫生服务地区均等化是基本公共服务均等化的重要内容之一,是指在不同地区之间,政府要为社会公众提供基本的、在不同阶段具有不同标准的、最终大致均等的公共卫生服务。
值得注意的是,公共卫生服务的地区均等化,通常是指数量上的大致均等,而不能也不应该理解为绝对均等。
实际上,让地区内每位居民的公共卫生服务受益水平量达到完全的对等,既没有必要也不可能。
一般而言,各级政府的公共卫生支出直接影响到公共卫生服务水平的高低。
一是各地的经济发展水平差距相当大,直接影响了各地的财政收支能力,使得各地在安排医疗卫生支出项目上差距明显,这将使主要依靠政府财政支出的医疗卫生机构在发展过程中的资金投入上出现不均衡,致使各地财政提供公共卫生服务的能力有所不同。
二是各地财政提供公共卫生服务的成本高低有所差异,一般而言,越是边远欠发达的、地广人稀的区域,单位成本越高,财政能力的缺口越大。
三是如果中央政府和省级政府向欠发达地区转移支付的力度不大,不能有效弥补欠发达地区提供公共卫生服务所出现的资金缺口和能力缺口,那么,欠发达地区提供公共卫生服务的能力更差。
上述这些因素都会影响各地公共卫生服务水平。
从我国实践来看,从最初将公共服务均等化作为区域协调互动机制的重要组成部分,到将其确定为完善我国财政体制的改革方向,并最终将其定位于社会公平,我国决策层对公共服务均等化的把握也经历了一个逐步深入的过程[1,2]。
那么,为什么要推行公共卫生服务地区均等化?对于此问题的理论解答,至少我们可从以下三个维度来把握:(1)从政治与法律角度来探究,公共卫生服务地区均等化是是保障和满足公民基本权利的需要。
只有让大家平等享有公民权、共同分享社会发展和进步的成果,才可能使我们的社会成为一个民主、文明和和谐的社会。
这是赋予人们有尊严的生活及人类社会正义与和平的基础[3]。
(2)从经济发展角度来考察,公共卫生服务均等化是解决不同地区经济发展“落差”问题的客观需要和重要途径。
(3)从公共财政角度来分析,公共卫生服务地区均等化是覆盖“全方位”、“所有地区”、“所有人”的公共财政理念的重要体现。
毋庸置疑,在此目标指引下,实施公共卫生服务地区均等化政策理应是题中之义。
二、国内外研究综述在国内,许多学者对我国区域之间公共卫生服务均等化程度及其影响进行了研究。
黄楷新(2007)通过对中国各地各行业职业人口医疗需求数据进行分析,研究了东、中、西部医疗条件和医疗需求的构成与差距。
研究发现东部的总体医疗条件比较好,医疗需求分布在工业疾病上的比例较高,而西部则缺乏基础医疗条件,医疗需求偏重于日常的门诊上。
何应凯(2008)研究了东、中、西部医疗条件和医疗需求的构成与差距,认为西部地区的公共医疗资源不均衡的重要原因是西部的乡村医疗资源相对于城市要少,而西部乡村地区和农村人口比例高,使总体平均医疗资源数值低。
李存勋(2007)通过分析各省城乡人口结构与公共医疗服务条件,研究了公共医疗卫生的区域化差距。
研究发现我国农村人口占多数比例的省份大多分布在西部,因此导致了该区域由于人口结构问题产生的公共医疗服务资源不均衡。