【关键词】总时差、双代号网络图、快速计算、进度控制
1.研究背景
项目管理活动中，进度控制是三大目标（投资、进度、质量）控制之一，采用网络计划进行进度控制是国内外进行项目管理行之有效的科学手段。工作总时差是网络计划中某工作最主要的时间参数之一，是判断关键工作、关键线路，确定工期，对网络计划进行优化和调整的主要依据之一。若能快速找到各总时差为0的工作，就能快速地判断出某一网络图的关键线路，再将关键线路中各项工作的持续时间相加便能快速地得到工期。
然而，理论上，对某一工作总时差的计算却是依据该工作的最早开始时间与最早完成时间或最迟开始时间与最迟完成时间的差值来实现的，不但计算量大，而且容易出错。因此，找到一种快速计算某工作总时差的方法不仅是工作的需要，更是一种人力和时间资源的节约。
2.网络计划中工作基本时间参数
2.1工作的最早开始时间（ESi-j）：各紧前工作全部完成后，本工作可能开始的最早时刻。
2.2工作的最早完成时间（EFi-j）：各紧前工作全部完成后，本工作可能完成的最早时刻
2.3工作最迟开始时间（LSi-j）：在不影响计划工期的前提下，该工作最迟必须开始的时刻。
2.4工作最迟完成时间（LFi-j）在不影响计划工期的前提下，该工作最迟必须完成的时刻。
2.5工作的总时差（TFi-j）：在不影响计划工期的前提下，该工作存在的机动时间。
2.6自由时差（FFi-j）：在不影响紧后工作最早开始时间的前提下，该工作存在的机动时间。
2.7工作的持续时间（Di-j）：完成某项工作需要的时间
3工作基本时间参数的计算
下面以图1所示的双代号网络图为例说明各工作时间参数的计算方法。
图1：双代号网络图
（1）工作的最早开始时间ESi-j：起始工作的最早开始时间，如无规定，定为0；其他工作的最早开始时间按”顺箭头相加，箭头相碰取大值”的规则计算。
（2）工作的最早完成时间EFi-j：=ESi-j + Di-j。
（3）工作最迟完成时间LFi-j：结束工作的最迟完成时间LFi-j=Tp ；其他工作的最迟完成时间按“逆箭头相减，箭尾相碰取小值”计算。
（4）工作最迟开始时间LSi-j=LFi-j-Di-j，
（5）工作的总时差TFi-j=LSi-j-ESi-j或TFi-j=LFi-j-EFi-j，
（6）自由时差FFi-j=ESj-k-EFi-j计算结果如图2所示。
图2：各工作基本时间参数的计算结果
4总时差的快速计算方法
分析图2各数据，可初步得出某工作总时差与总工期的关系，即某工作的总时差即是经过该工作所有线路中，持续时间最长的线路计算出的总时间与总工期的差值。
快速计算某工作总时差的步骤如下：
（1） 找出网络计划的关键线路，计算出总工期；
（2） 找出经过该工作的所有线路，并计算各线路的持续时间；
（3） 确定经过该工作持续时间最长的线路；
（4） 将最长线路的持续时间与总工期相比，其差值即为该工作的总时差。
下面以工作E、工作F及工作B为例说明总时差的快速计算方法。
工作E：
（1） 从上图2计算结果可知，网络计划的关键线路是：ABDGI，工期是20.
（2） 经过工作E的各线路及其对应的持续时间为：ABEGI，持续时间17；ABEHI，持续时间15；ACEGI，持续时间17；ACEHI，持续时间15.
（3） 经过工作E的所有线路中，持续时间最长的线路是ABEGI或ACEGI，持续时间均为17.
（4） 最长线路的持续时间17与总工期20的差值为3，刚好与通过时间参数计算出的工作E的总时差数值一致。
工作F：
（1） 经过工作F的各线路及其对应的持续时间为：ACFHI，持续时间为14。因为有且仅有此条线路，所以，该线路即为经过工作F的持续时间最长的线路。
（2） 最长线路的持续时间14与总工期20的差值为6，也刚好与通过时间参数计算出的工作F的总时差数值一致。
工作B：
（1） 经过工作B的各线路及其对应的持续时间为：ABDGI，持续时间为20；ABEGI，持续时间为17；ABEHI，持续时间为15；
（2） 最长线路的持续时间20与总工期20的差值为0，也刚好与通过时间参数计算出的工作F的总时差数值一致。
5 结论
双代号网络图中，传统的某项工作总时差的求法是利用该工作的各时间参数（最早开始时间、最早完成时间或最迟开始时间、最迟完成时间）求得。而本文在总结传统计算所得结果规律的基础上，得出某工作总时差的快速计算方法。快速计算双代号网络图中某项工作总时差的方法是找出通过此工作的最长线路，其需要的总时间与关键线路表示的总工期的差值即为该工作的总时差。且经观察，某工作总时差的数值刚好等于经过该工作的最长线路上各工作的自由时差之和。如，工作F的总时差6，刚好等于工作A的自由时差0加工作C的自由时差0加工作F的自由时差1加工作H的自由时差5再加工作I的自由时差0所得的值。读者可以通过其他双代号网络图对上述观点进行检验。
参考文献：
[1] 王汝洪.工作时差在网络计划中的运用.安徽建筑，2012
[2] 胡明德.总时差的简捷计算.基础管理优化
关键词：高等教育资源；人力资源；省际差异；
作者简介：叶杰(1987-)，男，浙江丽水人，兰州大学管理学院博士研究生，从事公共部门绩效评价、教育政策绩效研究。
一、问题的提出
资源公平是质性公平与教育公平的高级形态，是高等教育公平本真。[1]一种社会现实，无论是社会规范体系，还是既存秩序都不是由政策宣示来型塑，也不能仅仅依靠名义性行动中大量的文件、法规来刻画。对规范系统最有效的检验方法是支撑这个系统的资源配置模式，而对既存秩序最有效的解读也源自对资源配置结构的观察。[2]对高等教育公平性问题的观察，只有从资源公平的角度进行分析，才能得到真实的了解和正确的认识。因此，许多学者对高等教育资源的均衡性问题进行了大量的研究。从目前区域高等教育资源均等化的研究状况来看，绝大多数研究都将焦点放在教育经费上。这些研究对生均总经费、事业性经费、基建经费收入和支出的省际公平进行了深入的理论研究和实证分析。[3-12]然而，高等学校资源并非仅限于教育经费。根据段从宇等人的研究，高等学校资源可分为财力资源、物力资源、人力资源、组织资源、信息资源、政策资源和其他资源等七个类别。[13]其中，人力资源是生产力诸要素中最为活跃的因素，其他资源的作用发挥依赖于人力资源的整合利用，且高校的主要活动是精神活动，而精神活动对人力资源具有天然的高度依赖性。因此，人力资源是高校发展的核心因素，其数量、质量决定着高校的活力和发展水平。[14]
虽然也有部分学者将人力资源纳入区域高等教育资源均等化的研究之中，但都只将教师总量、师生比、高职称与高学历教师拥有率作为评价指标。[15-18]这些研究将教师资源等同于高校人力资源。虽然教师在高校人力资源体系中具有关键地位，但不是唯一的人力资源。高校除教学事务以外，还有大量复杂的管理事务、后勤事务，必须由专业人员负责实施。因此，这些专业人员也是高等学校人力资源的重要组成部分②。
按照陈春萍的研究，高校人力资源指的是从事教学、科研、管理和后勤服务等方面工作的教职工总体所具有的劳动能力的总和。[19]以此定义为基础，结合统计资料的口径③，本文将高校人力资源分解为专任教师、行政人员、教辅人员和工勤人员。其中，专任教师是指具有教师资格，专门从事教学工作的人员；行政人员是指从事行政管理、教学管理、科研管理和政治工作的人员；教辅人员是指从事教学辅助工作，为教学服务的人员，包括图书馆的管理员等专业技术人员；工勤人员是指校本部的工人和勤杂人员，包括教学辅助单位的工人。以此为基础，可以将测算高校人力资源省际差异的指标相应地分解为生均④教师数⑤、行政人员数、教辅人员数和工勤人员数。
本文将高等学校人力资源公平性纳入高等教育资源公平性研究中，利用基尼系数、泰尔系数及其分解技术测算我国高等学校⑥人力资源的省际差异，揭示省际差异的发展趋势、内在结构与变动情况，并试图寻找或验证影响我国高等学校人力资源省际差异的主要因素，以期为我国高等学校人力资源地区公平性问题的研究积累若干扎实的经验材料，也为相关行政部门协调我国高等学校人力资源省际差异提供较为可靠的决策依据。
二、研究方法
1.基尼系数、泰尔系数在教育研究领域中的适用性
虽然基尼系数和泰尔系数多用于收入分配问题的研究，但实际上，作为常用的统计分析方法，基尼系数和泰尔系数是广义的分析工具，不仅可用于收入分配问题的研究，还可以用于其他分配问题和均衡程度的分析。[20]同时，基尼系数和泰尔系数所具有的可分解性，使其成为测量居民收入差距、地区经济差距等问题十分有效的工具。[21-23]引入教育领域后，基尼系数和泰尔系数就成为反映国家或地区教育获得差异的常用指标。[24-27]国外学者A.H.TerWeele、J.Maas、M.Sheret、ThomasVinod、Shor-rocks，etc.以及张炜、鲍威、胡耀宗、孙百才、李祥云、侯龙龙等国内学者利用基尼系数和泰尔系数在教育研究领域相继做出了较高水平的研究⑦。也就是说，从技术方法的测算逻辑和教育公平研究的已有经验来说，利用基尼系数和泰尔系数作为测度高等学校人力资源省际差异的分析工具是合适并有效的。
2.基尼系数、基尼系数结构分解、基尼系数变动分解
以洛伦兹曲线为基础，基尼系数的具体测算有多种函数表达，本文采用习明等人提出的协方差公式[28]并将其表达为：
按照Kakwani的研究结论[29]，基尼系数具有可按子类别进行分解的特点，把各分项人力基尼系数汇总即可测算出总体人力资源的基尼系数G，其表达式为：
在式(1)、(2)中，Ck表示分项人力资源的基尼系数，n表示考察的省区总数，vy为各个省区各分项人力资源的平均值，i为按分项人力资源从小到大排列的省区序号，yi为各省区分项人力资源，G代表总体人力资源的基尼系数，Sk为当年分项人力资源占总体人力资源的比值。
显然，SkCk/G100%可用来表示第k项人力资源对总体人力资源基尼系数的百分比贡献率。按照Adams的定义，我们还将Ck/G命名为相对集中系数(RelativeConcentrationCoefficient，即RCC)。[30]如果某分项人力资源的RCC大于1，则该分项人力资源对总体人力资源的省际差异起促进作用(即差异促增)。如果某分项人力资源的RCC小于1，则该分项人力资源对总体人力资源的省际差异起减缓作用(即差异促减)。
在测算高等教育人力资源省际差异的基础上，研究人力资源省际差异的变动也许比研究人力资源省际差异的构成更具政策意义。这和研究某一国家的经济增长比研究该国家经济总量构成更具现实意义[31]是一个道理。
用ΔG代表相邻两年人力资源基尼系数的变化值，用t代表年份，根据式(2)可将ΔG表示为：
同理，我们可定义ΔS=Sk(t+1)-Skt，ΔC=Ck(t+1)-Ckt。这样，我们可将ΔSk+Skt和ΔCk+Ckt分别替代式(3)中的Sk(t+1)和Ck(t+1)，稍加整理即可得到：
式(4)中，ΔG代表两个年度间总体人力资源基尼系数的变化，ΔSk代表人力资源结构的变化，ΔCk代表分项基尼系数的变化。进一步地，式(4)右侧三组表达式分别表示引起总体人力资源省际差异变化的三类作用：(1)ΣΔSkCkt代表由分项人力资源的比重变化引起的总体人力资源基尼系数变化，可将其命名为“结构效应”；(2)ΣSktΔCk表示由分项人力资源集中程度的变化，也就是由分项人力资源的地区差异变化引发的总体人力资源基尼系数的变动，可将其定义为“集中效应”；(3)ΣΔSkΔCk则代表由结构效应和集中效应共同作用导致的总体人力资源基尼系数的变动，可称其为“综合效应”。[32]在探索和寻找引发基尼系数变动因素方面，这种分解公式是一种极佳的技术工具，用它研究导致人力资源省际差异的原因具有很强的科学性和实用性⑧。
对人力资源基尼系数的变动进行结构分解具有很强的政策意义。如果国家力图缩小高等学校生均人力资源的省际差异，就有必要找出导致差异的主要原因。这是因为，应对结构效应、集中效应和综合效应带来的人力资源省际差异的政策举措是不一样的。制定切实有效的相关政策，首先要求探寻造成教育不平等的根源。[33]如果错误地将由结构效应引发的省际差异归结为集中效应，相关决策部门出台的政策、标准和投资可能并不能真正缩小高等学校人力资源的省际差异，反而会“好心办坏事”。
3.泰尔系数、泰尔系数分解
定义泰尔系数为T，则T可表示为：
在式(5)中，n是省区总数，yi表示第i个省区高等学校生均人力资源，为各省区人力资源的均值。泰尔系数的取值为0~∞，其数值越接近0，则表示各省区人力资源越均等，差异越小；反之，泰尔系数数值越大，则表示各省区人力资源越不均等，差异也越大。[34]作为衡量不平等程度的常用指标，泰尔系数的最大优点是能将人力资源省际差异分解为组内差异与组间差异，而基尼系数进行这方面的分解后有冗余部分。[35]在测算并获得我国高等学校人力资源省际差异的结果之后，利用泰尔系数的可分解性，可将31个省区按研究的需要分成K组，其泰尔系数可分解为：
在式(6)中，nk/n表示子组K的省区数占全国31个省区的比值，表示子组K的人力资源均值，表示子组K的累积人力资源占31个省区人力资源之和的比值，表示第K组的泰尔系数。同时，式(6)中的第一项是以累积人力资源比值为权重的各子组泰尔系数的加权和，其统计学意义为各组内人力资源的差异，可记为组内差异(TW)，第二项是每一子组加权后平均人力资源的泰尔系数，其统计学意义为组间人力资源不均等对总体不均等的作用，可记为组间差异(TB)。用比值TW/T、TB/T可分别表示组内差异和组间差异对总体差异的贡献度。
上述对泰尔系数的分解是有意义的。如果想要知道某个因素是否对我国高等学校人力资源的省际差异具有影响，我们就可以按照该因素对31个省区进行划分，分别计算出组内差异和组间差异对总体差异的贡献度。如果组间差异十分微小，则可以认为该因素对我国高等学校人力资源的省际差异不具有主要影响，反之亦然。
三、我国高等学校人力资源的省际差异及其分解
1.我国高等学校人力资源的省际差异及其变化趋势
利用上述公式(1)、(2)和(5)，本文分别测算了2003-2011年间我国高等学校人力资源省际差异情况的基尼系数和泰尔系数，并根据测算结果绘制了省际差异的变化趋势图，如图1所示。
从绝对值来看，除2003年外的所有考察年份中，我国省际高等学校人力资源的基尼系数都在0.1以下，泰尔系数也都低于0.013。当然，基尼系数和泰尔系数作为相对差距的度量工具，利用它们确定差距大小的类型并无统计学意义上的明确标准。对高等教育人力资源基尼系数和泰尔系数的判定和类型划分也并无相对成熟和公认的标准⑨。但与生均支出相比，我国省际高等学校人力资源的基尼系数和泰尔系数相对较小⑩。再从基尼系数和泰尔系数的走势来看，2003-2011年间我国高等学校人力资源省际差异逐年递减，且呈现出大体一致的变化趋势11。具体来说，除2010年较之上一年度有所上升外，在所有考察年份中，我国高等学校人力资源的省际差异都在缩小。其中，基尼系数从2003年的0.1002降至2011年的0.0687，年均降幅为4.6%，泰尔系数从2003年的0.0124降至2011年的0.0046，年均降幅为11.7%。
图1我国高等学校人力资源省际差异的变化趋势
图1我国高等学校人力资源省际差异的变化趋势下载原图
造成我国高等学校人力资源省际差异较小的原因，可能源于人员扩张与规模限制的对冲作用。从扩张方面来说，按照帕金森定律，普通高校具有天然的动力扩大组织规模。同时，在现行的以按学生“人头费”拨款为主要特征的高等教育财政制度下，高校特别是数量占据多数的地方高校具备很强的招生动机，为了吸引和抢夺生源，各地高校必须加大对各类人力资源的投入。另外，为了保证扩招背景下普通高校基本的教学质量和规格，教育行政部门对高等学校的人员数量有着严格的要求。如教育部颁布的《普通高校基本办学条件指标》就对师生比进行了量化规定，如果高校达不到要求，将会受到限制招生和暂停招生的处罚。从限制方面来看，普通高校各类人员的开支主要依赖政府财政拨款，因而相关教育部门、人事部门和编制部门必然对高等学校各类人员的总额进行控制12。并且，作为可能引起高校人力资源省际差异的各省区财政投入，其作用更多地反映在由发展和改革部门集中安排的基础设施上，对具有维持性质的人员支出等并未产生较大影响。
2.我国高等学校人力资源省际差异的分项分解
为了深入了解我国高校人力资源的省际差异及其变化趋势，根据上文给出的分解公式(1)，我们测算了各分项人力资源的基尼系数，用以反映各分项人力资源省际分布的不均等程度。如前所述，如果某分项人力资源基尼系数大于总体人力资源的基尼系数(即相对集中系数大于1)，则认为该项人力资源的分布对总体人力资源的分布不均等具有扩大作用，反之亦然。基于公式(2)，我们还可以计算出各分项人力资源对总体人力资源分布不均等的贡献率。
表1和表2给出了基尼系数分项分解结果：
(1)专任教师资源占总体人力资源的比重逐年递增，从2003年的57.2%上升到2011年的66.7%，九年间上升了9.5个百分点，涨幅较大。而其基尼系数表现出逐年递减的态势(除2010年较之上一年度有略微上升)，从2003年的0.0879下降到2011年的0.0409，降幅高达53.5%。由于自2003年以来该分项人力资源对总体人力资源的省际差异都是促减的(即相对集中度小于1)且促减力度越来越大(即相对集中度小于1的值越来越大)，使得教师资源对总体人力资源省际差异的贡献度远远小于其所占份额，且呈现出越来越小的趋势。
(2)行政人员资源占总体人力资源的比重逐年下降，从2003年的17.9%降至2011年的14.7%，九年间下降了3.2个百分点，降幅不大。同时，行政人员资源的省际差异并无一定的时间趋势，时涨时降，其基尼系数从2003年的0.1049经过若干波动后最终达到2011年的0.0942，稍稍有所下降。然而，由于自2003年以来该项人力资源整体上对总体人力资源的省际差异是促增的(即相对集中度大于1)且促增力度越来越大(即相对集中度大于1的值越来越大)，使得行政人员资源对总体人力资源省际差异的贡献度高于其所占份额，且呈现出越来越大的态势。
(3)教辅人员资源占总体人力资源的比值逐年变小，从2003年的12.1%减至2011年的10.0%，九年间下降了2.1个百分点，降幅较小。其省际差异时而扩大，时而缩小，但从总体来看，在考察年间，教辅人员资源的省际差异还是有所扩大，基尼系数从2003年的0.1124增至2011年的0.1258，增幅为11.9%。同时，教辅人员资源的相对集中度从2003年的1.12涨至2011年的1.83，涨幅高达63.4%，即教辅人员资源对总体人力资源省际差异的促增能力越来越强。正因为如此，教辅人员资源对总体人力资源省际差异的贡献度高于其所占份额，且其贡献能力愈发强劲。
(4)工勤人员资源占总体人力资源的比重逐年降低，从2003年的12.8%降至2011年的8.6%，九年间下降了4.2个百分点，降幅为32.8%。其基尼系数总体上有所提高，从2003年的0.1368增至2011年的0.1744，增幅为27.5%。这说明在考察期内工勤人员资源的省际差异有所扩大。同时，工勤人员资源的相对集中度数值较大，对总体人力资源的省际差异起到较强的促进作用，因此，即便其占总体人力资源的比重小于教辅人员资源，但对总体人力资源省际差异的贡献能力却高于教辅人员。进一步来看，工勤人员资源对人力资源省际差异的促增能力逐年提高(其相对集中度大于1的值越来越大)，其贡献能力也相应地逐年提升。
总之，专任教师资源在总体人力资源中所占份额越来越大，行政人员、教辅人员和工勤人员资源的比重相应地越来越小。这与教育行政等部门制定的“高等学校岗位设置管理办法”中“逐步增加专任教师岗位比例，减少管理和工勤岗位比例”的要求是一致的。虽然教师资源一直占据总体人力资源的最大份额，但由于其对总体人力资源的省际差异一直促减且促减作用逐年递增，使得教师资源对总体人力资源省际差异的贡献率从绝对领先变为相对领先。与此相对应的是，虽然行政人员、教辅人员和工勤人员资源在总体人力资源中的份额越来越小，截至2011年，三者比重之和仅为总体的1/3，但三者对总体人力资源省际差异的贡献率之和已达60.4%，超过教师资源20.8%的贡献率。
3.我国高等学校人力资源省际差异变化的分解
通过上述分项分解，我们大致了解了专任教师、行政人员、教辅人员和工勤人员资源分布不均等与总体人力资源省际差异之间的关系。基于此，我国高等学校人力资源省际差异的变化，究竟是由各分项人力资源的地区分布差距(集中效应)的变化引起的，还是由各分项人力资源相对份额(结构效应)的变化引发的，抑或是由集中效应和结构效应的共同作用(综合效应)导致的？正确回答这一问题是具有政策意义的。如上文所述，在缩小我国高等学校人力资源的省际差异上，处理上述三种效应所应采取的措施是不同的。表4和表5显示了这方面的测算结果。
需说明的是，表4中的第2列表示上下两个年度间人力资源基尼系数的增减情况，第3-5列表示三类效应对人力资源基尼系数变化的作用大小和方向，第6-9列分别代表分项人力资源(其数值由表5结构效应和集中效应中相应分项人力资源贡献度相加得到)对总体人力资源基尼系数变化的贡献大小和作用方向。贡献大小可通过相应数值的绝对值来体现，而数值前的符号则表现了相应部分对人力资源省际差异变化的作用方向，其中，正号代表该部分对人力资源基尼系数的变化起促进作用(当基尼系数变化为正值时，促进作用体现为扩大差异；当基尼系数变化为负值时，促进作用体现为缩小差异)，反之亦然。明晰了表中各数值的含义之后，我们就可应用基尼系数变动的分解方法讨论我国高等学校人力资源省际差异变化的构成情况了。
从表4可以看出，2003-2011年间人力资源基尼系数在绝大多数年份是降低的(即表4第2列中的负值部分)，也就是说，我国高等学校人力资源省际差异在多数年份处于缩小状态。从分项人力资源对总体人力资源基尼系数变化的影响力来看13，专任教师资源在7个年份对总体人力资源基尼系数变化起最大作用14，且除2005-2006年、2009-2010年外，其他年份对总体人力资源的省际差异起缩小作用；教辅人员资源在2005-2006年对总体人力资源基尼系数的变化起最大作用，且各有四个年份对总体人力资源基尼系数的变化起扩大或缩小作用；行政人员和工勤人员资源则分别有两个年份和三个年份对总体人力资源基尼系数变化起扩大作用，且两者在所有年份中均未对总体人力资源基尼系数变化起主导作用。
从引起人力资源基尼系数变化的三类效应来看，从表4可以明显发现，(1)除2005-2006年和2010-2011年外，集中效应在基尼系数变化结构分解的贡献度中占据主要地位，是引起人力资源基尼系数变化的主要原因。其中，2010和2011年较之上年，集中效应对人力资源省际差异起扩大作用，其他年份起缩小作用；(2)除2005-2006年和2010-2011年，结构效应对基尼系数变化的影响都小于集中效应，但其影响力也不容忽视。同时，在所有观察年份中，结构效应一直起着缩小高等学校人力资源省际差异的作用；(3)综合效应在2003-2011年间一直起着缩小基尼系数的作用，但由于其贡献度在绝大多数年份中十分微小，因此可忽略不计。
进一步分析结构效应和集中效应，可以看出：(1)在结构效应中，专任教师资源在3个观察年份中对总体人力资源基尼系数的变化起最大作用，且在所有年份中都对总体人力资源的省际差异起扩大作用；行政人员和教辅人员资源对总体人力资源基尼系数变化不起主导作用，且在所有观察年份中，两者对总体人力资源的省际差异都起着缩小作用；工勤人员资源在5个观察年份中对总体人力资源基尼系数的变化起最大作用，且在所有年份中都对总体人力资源的省际差异起缩小作用；(2)在集中效应中，教师资源在7个年份中对总体人力资源基尼系数的变化起最大作用，且除2009-2010年间的其他年份都缩小了总体人力资源的省际差异；在行政人员、教辅人员和工勤人员资源中，只有工勤人员资源在2005-2006年成为总体人力资源基尼系数变化的主导力量，且三者对总体人力资源的省际差异时而起扩大作用，时而起缩小作用，并无明显的时间趋势。
综合来看，在三类效应中，集中效应对人力资源省际差异的变动影响最大，说明各分项人力资源的地区分布差距的变化对基尼系数变化的影响最大。但我们也不能忽视结构效应，即各分项人力资源相对份额变化对总体人力资源省际差异变化的影响，在特定年份(如2005-2006年和2010-2011年)，这种结构效应的作用对基尼系数的变化具有决定性影响。由于各分项人力资源的结构效应和集中效应对总体人力资源基尼系数变化的作用方向并不完全一致，即由于各分项人力资源相对份额变化和地区分布差距变化的反向拉动而产生的抵消作用，使得各分项人力资源对总体人力资源基尼系数变化的贡献能力进一步复杂化。可以看出，专任教师资源虽在7个年份中对总体人力资源基尼系数的变化起着最大推动作用，但与其历年对总体人力资源基尼系数的贡献度相比，影响力显然要小得多。而教辅人员资源虽在观察年份中对总体人力资源省际差异的贡献度较小，但在2005-2006年对总体人力资源省际差异的变化起到最大作用。省际差异与省际差异变化主导作用的不同来源及其程度差异，说明了基尼系数变动分解分析的重要意义。
4.我国高等学校人力资源省际差异的区域分解
为了更全面地了解我国高等学校人力资源省际差异形成的原因，我们还利用泰尔系数的可分解性，对我国高等学校人力资源省际差异进行了区域分解。需要指出的是，本文并未按照传统的东、中、西部区域的标准对全国31个省(自治区、直辖市)进行区域划分。究其本质，这种习惯性的东、中、西部区域的划分建立在经济发展水平，特别是GDP总量的基础之上，而GDP总量与高等学校生均人力资源之间还需若干环节才能连接起来。因此，采取这种划分方式，意义不大。本文想考察的是高等学校事业费中主要用于工资、福利的人员经费的生均支出[36]对生均人力资源是否具有重要影响。基于这种考虑，本文按照生均人员经费支出的降序排序将全国31个省(自治区、直辖市)划分为一类地区、二类地区和三类地区15。表6给出了2003-2011年间各地区内部差异和地区间差异及其各自对人力资源省际差异的贡献率。
从泰尔系数的分解结果来看，在多数年份，一类地区内部人力资源的省际差异相对较大，且其泰尔系数有一定程度的波动性，但从整体上看，一类地区内部人力资源的省际差异在逐渐变小；二类地区内部人力资源的省际差异也较为明显，但在整体上处于不断变小的状态；除2003年和2007年，三类地区内部人力资源的省际差异相对较小，且差异的数值无明显的时间趋势。由这三类地区内部人力资源泰尔系数相加得到的组内泰尔系数与总泰尔系数的走势基本一致，呈现逐年下降的态势。而与组内差异相比，组间差异数值相对较小，且无明显的时间趋势。
从贡献率来看，2003-2011年间，各类地区的内部差异是造成我国高等学校人力资源省际差异的主要原因，其贡献率最高时解释了人力资源省际差异的95.6%，最低时也解释了69.5%。其中，一、二类地区的贡献率总体较大且不分伯仲，但在考察期的最后两年都有所下降。与此相对应的是，三类地区的贡献率在多数年份都较低16，但最近两年有较大的提高。较之组内差异，三类地区组间差异的贡献率不大，但从总体来看，组间差异的贡献率在逐年提高。
从组间差异的贡献率可知，高等学校事业费中主要用于工资、福利的人员经费的生均支出对生均人力资源虽不具有决定性影响，但其所具有的影响力还是较大的(后期的贡献率达到了20%-30%)，毕竟影响高等学校人力资源省际差异的因素是非常多的，且从时间趋势来看，生均人员经费支出的贡献率越来越大。在人力资源省际差异中，生均人员经费支出解释不了的部分体现在组内差异的贡献率。很显然，生均人员经费支出以外的因素对高等学校人力资源省际差异具有更大影响。这些因素可能来自地域、管理、文化等方面因素。当然，这只是一种推测。
四、结语
信息技术教师职业认同问卷的设计与发放
为了能切实了解中小学信息技术教师工作生活的状态和态度，本研究选取了来自基础教育3个学段的6位信息技术教师进行访谈。交流后我们分析得出一线教师在信息技术教师职业认同问题的认识可归纳出5个关键词，即学科地位、学科发展、教师地位、个人能力、工作量。综上，本研究将信息技术教师职业认同划分为学科情感认同、职业价值认同和个人能力认同3个维度，并且进一步细化出6个指标。本研究采用自编问卷《信息技术教师职业认同调查问卷》，共32题。问卷分为两个部分，第一部分是被试的基本情况，由10题构成，包括性别等9个方面的内容;第二部分是信息技术教师职业认同现状调查，由6个指标共32题组成，每题采用李克特5点计分法，其中正向题23个，计分方式为1～5分，分别代表非常不符合到非常符合之间的5个等级，反向题8个，计分方式与正向题相反，测谎题1个，分析数据时不计入总分。研究的对象是南京市区中小学信息技术教师。以随机抽样的方式，在区级以上的教研活动中进行问卷的发放和回收，共发放问卷122份，其中有效问卷113份，有效率92.6%。本研究采用了SPSS19.0软件对信息技术教师职业认同的总体水平和差异进行了统计分析。
信息技术教师职业认同的总体水平
从表1可知，在最高分为5分的标准统计下，信息技术教师职业认同总体水平处于中等稍偏上水平，但是还有很大的提升空间。在各指标的认同中，教师对自身教学能力的认同水平最高，教学信念次之，对学科地位的认同最低。
信息技术教师职业认同的差异分析
信息技术教师职业认同的差异分析主要从性别、学段、教龄、工资水平、学历、专业、职称、工作经历以及在校所承担的除教学以外的工作等9个方面进行分析，分析结果显示在性别、工资水平、专业和先前工作经历等4个方面，信息技术教师的职业认同在总体水平和各指标上均不存在显著差异，具体如下页表2所示。
（1）不同学段的信息技术教师职业认同差异
不同学段的信息技术教师职业认同总体上存在显著差异，除了教学能力指标外，其他5个指标都存在显著差异。为了进一步分析每个学段之间的差异情况，我们对这5个指标进行多重比较检验。由下页表3结果可以看出，小学和初中之间均不存在显著性差异，但是高中组和小学、初中两组之间在每个指标上都存在显著差异，并且高中组在均值上都低于小学和初中的信息技术教师。
（2）不同教龄的信息技术教师职业认同差异
从下页表4中可以发现不同教龄的信息技术教师职业认同在总体上差异不显著，除在归属感、学科地位和学科发展这3个指标上有显著差异外，其他指标上不存在显著差异。
从表5可以看出，在这3个指标上，教龄在6～10年之间的教师与其他教龄教师存在显著性差异。
（3）信息技术教师职业认同的学历差异
职业认同总体均值在学历上的差异不显著。但是在教学信念指标上差异显著，进行多重比较检验后结果如表6，在本科和硕士之间存在显著性差异，硕士学历的信息技术教师在教学信念上显著低于本科学历的教师。
（4）不同工作任务的信息技术教师职业认同差异
Abstract: The construction of static pressure is to press the pile into the soil with reaction force provided by the static pile driver weight, and balance weight on the rack. This article will briefly talk about its construction and deviations control.
关键词：静压桩；施工；偏差
Key words: static pile；construction；deviation
中图分类号：TU74 文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）03-0110-01
1静压桩的施工
通常，桩在压入土体的过程中，桩尖刺入土体使桩端附近的土体产生剪切和压缩，剪切破坏面大致呈对数螺旋线。且伴随发生沿桩身土体的剪切破坏和对桩周围土体进行排挤，引起地基土的侧向应力增加，导致桩侧土的密度增大，引起桩周土结构破坏和孔隙水压力骤增。
一般情况下，在密实砂层内压入到一定深度后，阻力增大到一定程度，桩就难以继续压入。但在软土体的结构，使桩周一定范围内土体的抗剪强度大幅度降低，产生严重软化或液化，桩侧摩擦力随之大幅度降低形成滑动摩阻，因而能将桩送入很大深度的地基中。
压桩过程中止后，土体中孔隙水压力随时间的延续逐渐消散，桩周土随之产生径向固结，土的密度增大，导致侧摩阻力恢复和增加，故一根桩的压入应一次完成，中间停歇时间不宜过长，否则当桩侧摩擦力恢复到一定程度后将难以继续压入。
以河南省为例，河南省多为黄土丘陵，是黄河冲积平原的交接地带，为华北平原的一部分，地势由西南向东北倾斜。地表均为第四纪松散堆积物覆盖。
其地表浅层土体为全新世黄河泛滥堆积物，具典型的“二元”结构，上部地层主要为：①全新世上段（Q34）冲洪积稍密粉土、软～流塑的粉质粘土；全新世中段（Q24）冲湖积稍～中密粉土、软～可塑粉质粘土，色暗，富含有机质，有机质含量一般为3%～8％；这部分土多为软弱土，天然含水量高，一般均接近或大于25％，近液限；天然孔隙比一般在0.8～0.95之间，属高压缩性，承载力一般为70~110kPa左右，且土层不均匀，夹层互层较多。②全新世下段（Q14）冲积粉细砂，分布在地表下16～20m，厚度较大且密实，砂层下部的粘性土均为硬塑状态，无软弱下卧层，因此这一深度的砂层属较理想的桩尖持力层。
对于软土区，R有（6～11.5）r，平均8.5r左右，考虑到桩周土体结构被破坏，实际上塑性区范围比上述值要小，不致产生对邻近环境有实际影响的变形。
但对密度较大的群桩来说，土体变形并非变形的简单叠加，实际上，群桩密度足够大（全进入R区）和施工快（超孔隙水压力来不及消散）时，桩群内附加应力与超孔隙水压力逐渐积累，使每根桩桩侧的土体剪切破坏面（包括软弱面）不断扩展而贯通，形成更大的剪切破坏面，群桩周围的土体（邻近环境土体）的变形就是剪切变形与压缩变形综合作用下的结果。显然，这种对环境有实际影响的土体变形的产生，群桩内土体中孔隙水压力是很重要的因素。静压桩压入土中使桩身附近土孔隙减少，由于是瞬时作用，被排挤的土体不可能完全填充土的孔隙，首先造成土体上涌，而桩周土体上涌则带动桩向上运动。随着施工的继续，原来土体对桩的部分水平挤压力逐渐转化为向上的负摩擦力。桩尖越近持力层桩向上运动越明显，有时桩土之间的负摩擦力甚至可使桩尘与持力层“脱离”，造成桩底空虚，导致桩周阻力减少，荷载作用在桩顶后要先将桩压“实”才能发挥桩端持力层的作用。若设计采用群桩布置时，其挤土与桩底“悬桩”现象就更加严重。
施工对软土地基的扰动主要表现在：一是沉桩施工破坏了土的天然结构，二是桩周土受到急剧挤压，致使孔隙水压力迅速上升，有效应力减小。这两种作用促使桩周及桩端土的强度大为降低，此时桩的承载力最低。但随着时间的推移，土的强度逐渐恢复，甚至于超过原来的强度。其原因有：①软土具有触变性，受扰动后损失的强度可以逐渐恢复。在现场埋深条件下，静止几天后可以恢复原始强度的40%～50%。②随着桩周土中水分的逐渐排出，孔隙水压力逐渐消散，土体重新固结，有效应力相应增大，桩周土强度得以恢复。
施工扰动的另一表现是施工区内外地表隆起，桩及桩周土的侧向位移。
2施工项目进度偏差的调整
分析进度偏差的影响通过进度比较方法，当判断出现进度偏差时，应当分析该偏差对后续工作和对总工期的影响。
分析进度偏差的工作是否为关键工作若出现偏差的工作为关键工作，则无论偏差大小，都对后续工作及总工期产生影响，必须采取相应的调整措施，若出现偏差的工作不为关键工作，需要根据偏差值与总时差和自由时差的大小关系，确定对后续工作和总工期的影响程度。
分析进度偏差是否大于总时差若工作的进度偏差大于该工作的总时差，说明此偏差必将影响后续工作和总工期，必须采取相应的调整措施。若工作的进度偏差小于或等于该工作的总时差，说明此偏差对总工期无影响，但它对后续工作的影响程度，需要根据比较偏差与自由时差的情况来确定。
分析进度偏差是否大于自由时差若工作的进度偏差大于该工作的自由时差，说明此偏差对后续工作产生影响，应该如何调整，应根据后续工作允许影响的程度而定；若工作的进度偏差小于或等于该工作的自由时差，则说明此偏差对后续工作无影响，因此，原进度计划可以不作调整。
经过如此分析，进度控制人员可以确认应该调整产生进度偏差的工作和调整偏差值的大小，以便确定采取调整措施，获得新的符合实际进度情况和计划目标的新进度计划。
施工项目进度计划的调整方法在对实施的进度计划分析的基础上，应确定调整原计划的方法，一般主要有以下两种：
①改变某些工作间的逻辑关系若检查的实际施工进度产生的偏差影响了总工期，在工作之间的逻辑关系允许改变的条件下，改变关键线路和超过计划工期的非关键线路上的有关工作之间的逻辑关系，达到缩短工期的目的。②缩短某些工作的持续时间这种方法是不改变工作之间的逻辑关系，而是缩短某些工作的持续时间，而使施工进度加快，并保证实现计划工期的方法。这些被压缩持续时间的工作是由于实际施工进度的拖延而引起总工期增长的关键线路和某些非关键线路上的工作。同时，这些工作又是可压缩持续时间的工作。这种方法实际上就是网络计划优化中的工期优化方法和工期与成本优化的方法。
1.为了促进公司业务的开展，充分发挥各级业务人员的积极性，制定本办法。
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2.本办法适用于某医疗设备有限公司业务人员，其他岗位人员可参照本条例进行奖惩，但原则上对于其他工作人员的奖励在同等条件下不能大于业务人员。
3.所有业务人员每六个月进行一次绩效考核，考核分为业务考核和日常工作考核。考核结果是业务人员奖罚的主要依据之一。
4.大区经理应当在每个考核周期开始时，根据总经理下达的经济指标与管理指标制定本区六个月的月度工作计划和经济指标，并分解到下属每个人，并由总经理审阅通过。区域经理应当按大区经理制定的月度计划，制定周工作计划，每半个月制定一次，并交由大区经理审阅通过后，汇总交于总经理审查。每个区域经理和大区经理必须严格按由总经理认可的工作计划开展工作。
5.业务人员每次出差必须填写出差申请表。经总经理确认的出差计划完成后，并达到预期目标时。
6.全体业务人员应当树立良好的工作作风，具有良好的职业道德，在工作中注意维护公司的企业形象。
7.所有业务人员必须于每周六上午将一周工作总结和工作日志上交公司行政部。
8.奖励分为：表扬、嘉奖、管理奖金、业务奖金、晋级、升职五种。
ø表扬：由总经理在全员大会上提出的口头表扬，并记录于当次的会议记录，每次表扬可以在本考核周期内加一分。一个考核周期内的三次表扬可以并奖一次嘉奖。
ø嘉奖：博康公司以红头文件的形式书面表扬，并存档保存。每次嘉奖可以在本考核周期内加二分。一个考核周期内的三次嘉奖可以并奖一次管理奖金。
ø管理奖金：因为工作态度、工作能力等方面的非业务原因而颁发的现金奖励，管理奖金由公司行政部门记录并存档。奖金是一次性的，金额50～200元。每获得一次管理奖金可以在本考核周期内加三分，一个考核周期内的三次管理奖金可以并奖一次晋级。管理奖金可以和其它更高的奖励标准同时执行。
ø业务奖金：因为业务超额完成或其它重大业务贡献而颁发的现金奖励，业务奖金由公司行政部门记录并存档。超额完成业务量的，奖金是一次性的，奖金发放标准参看《业务人员薪酬制度》，重大业务贡献的金额根据业务产生的销售收入按相应比例发放。每获得一次业务奖金可以在本考核周期内加三分，一个考核周期内的三次业务奖金可以并奖一次晋级。
ø晋级：岗位工资在目前的标准下，按薪酬制度所规定的级差上浮一级。
ø升职：岗位工资薪酬制度所规定的岗位标准上调一个岗位，业务提成和其它待遇也按相应的岗位标准执行。
9.处罚分为：训诫、警告、罚款、降级、降职、停职学习、解聘。对于特别严重的违纪行为，公司将采取法律手段维护公司和其他员工的利益，构成犯罪嫌疑的行为将转交司法机关处理。
ø训诫：由总经理或相应的管理人员进行谈话，指出其工作中的问题。每次训诫在本考核周期内扣一分，一个考核周期内的三次训诫记一次警告。受到训诫的业务人员必须在一个工作日内就以后工作拿出书面整改方案，不能完成者将会转成警告处罚。
ø警告：公司以文件的形式公开批评。每次警告在本考核周期内扣二分，一个考核周期内的三次警告记一次罚款。受到警告的业务人员必须在一个工作日内就以后工作拿出书面整改方案，不能完成者将会转成罚款处罚。
ø罚款：对违纪的业务人员采取的现金处罚，罚款金额为200～本月工资额。罚款可以由员工直接到财务部交纳，也可以由财务部在当月应发工资中扣除。每次罚款在本考核周期内扣三分，一个考核周期内的三次罚款记一次降级。受到罚款的业务人员必须在一个工作日内就以后工作拿出书面整改方案，不能完成者将会加处降级处罚。
ø降级：岗位工资在目前的标准下，按薪酬制度所规定的级差下浮一级。如果工资标准已是该岗位的最低级，则按本岗位工资的平均级差降低工资标准。受到降级处罚的业务人员，其它待遇均按本岗位最低标准执行。受到降级的业务人员必须在一个工作日内就以后工作拿出书面整改方案，不能完成者将会加处罚款处罚。
ø降职：岗位工资按薪酬制度所规定的岗位标准下调一个岗位，业务提成和其它待遇也按相应的岗位标准执行。受到降级的业务人员必须在一个工作日内就以后工作拿出书面整改方案，不能完成者将会加处罚款处罚。
ø停职学习：暂停目前的一切工作，工资标准按每月400元发放，其它待遇一律停止享有。停职学习期满由公司有关部门进行复岗考核，考核合格者可以复原岗位工作，但工资标准和其它待遇应按本岗位的最低标准执行，考核不合格者将留职查看或解聘。
ø解聘：解除聘用关系，被解聘者必须按有关规定办理完离职手续。
二、奖励
1.公司行政部会同总经理对工作日志和总结及工作计划进行评比，每月评比一次。评比结果排在第一位者，将获得表扬一次。
2.公司每个自然年度结束时，将对本年度内的工作进行评比，评选出工作优秀者，可以获得优秀员工称号，并获得奖金一次。
3.在工作中乐于助人，从公司大局出发，不计个人得失，确实为他人的业务工作做出帮助的，由行政部门评审报总经理批准后，记嘉奖一次。
4.对公司的经营管理指出建议，且建议具有可行性的，记嘉奖一次。建议能够得到实施，并且确实对公司经营有帮助的，颁发奖金一次，标准由总经理会同行政部门确定。建议对公司的经营管理和业务发展有很大帮助，确实能够使公司的业务发展取得明显进步的，可晋升一级或升职。
5.对公司的经营管理提出意见的，且意见确实有效的，记嘉奖一次。
6.在业务工作中能独具慧眼，争取公司利益，洞察秋毫，在特殊情况下为公司挽回可能产生的经济损失时，按挽回损失的大小，记业务奖金一次，由总经理会同公司行政部确定。
7.大区经理对所辖区域经理，应起到管理和指导的作用。所辖区域经理均完成预定销售指标的，大区经理记可获得管理奖金一次。
8.大区经理超额完成销售指标的，大区经理记业务奖金，具体办法参看《业务人员薪酬制度》。
9.区域经理超额完成销售指标的50%，且绩效考核评分在95分以上时，岗位工资和其它相关费用标准均按大区经理标准执行，具体职位安排视公司当时的情况而定。
10.每次绩效考核后，根据考核结果，绩效考核在90以上者，将晋升工资一级，95分以上者晋升两级，100分以上者晋升三级。
11.制止他人贪没公司费用或侵占公司财产的，为公司挽回损失的，按挽回损失的10%奖励。检举他人有贪没和侵占行为，经查证属实的，按可能产生的损失的5%奖励。
三、处罚
1.没有按时制定工作计划的，记警告一次。虽然按时完成了计划，但计划内容不符合要求的，应当在一个工作日内重新制定，不能按时重新制定的或重新制定的仍不符合要求的，记训诫一次。
2.未按时按量上交工作日志和工作总结的，每次每种材料扣罚工资100元，并记训诫一次。工作日志和工作总结经初审不合格，经总经理审查仍不合格者，将扣罚工资50元，并记训诫一次。
3.业务人员每次出差前须填写出差申请表，经上级领导和总经理批准后方可出差。出差计划完成，须填写出差总结（过单），经总经理确认出差效果不合格者，将暂停出差审批，并记训诫一次，在规定时间内做出出差整改方案并合格后，可以恢复出差审批。在一个月内有三次出差不合格的，处停职学习一周或解聘。
4.在一个考核周期，业务人员未能有订单产生时，处降低工资标准两级；在下一个考核周期里，仍未有订单产生的，应当解聘，但如果业务人员如果有十足把握的订单会在有可以预见的时间内产生，由业务人员做出书面保证后可以暂留任三个月，这三个月由业务人员向公司以个人借款的形式借支费用，留任期满，有订单产生的，借款转为个人的工资和费用开支，没有订单产生的，应当解聘并退还三个月内的所有借款。
5.业务人员有漏单行为的，每次处责任人和相应的大区经理当月应得工资的等额罚款并处降低工资标准三级，责任人只有大区经理的，只处罚大区经理。业务人员因为自身的原因而造成丢单的，每次处责任人和相应的大区经理罚款100～500元，并处降低工资标准一级或两级。在一个考核周期内出现两次以上漏单或三次以上丢单的，责任人处停职学习或留职查看或解聘，相应的大区经理处降职；责任人只有大区经理的，降职后再处上述处罚。
6.业务人员有卖单行为的，立即处解聘，并要求依法赔偿公司的损失。
7.在工作中没有团队精神，不和他人采取合作的态度而造成业务发展困难的，处警告一次。因为不合作造成业务损失的，按损失的业务可能产生的经济效益按一定比例处罚款，标准由总经理会同行政部门确定。
8.大区经理所辖区域经理中有一个区域经理在两个考核周期内为零单的，处大区经理降低工资标准两级，有两人以上零单的，处降职或解聘。
9.不接受上级的领导和管理的，处停职学习一周或解聘。
10.故意编造工作总结、工作日志和出差总结，夸大业务成果的，根据事实处以以警告或罚款。造成损失的，应当赔偿并处以降级以上处罚。
11.在工作中做出有损公司企业形象，造成不良影响的，处当月工资额50%的罚款，并处降低工资标准两级。情况恶劣的，并处解聘。
12.泄露公司商业秘密，复制、传播公司文件和专用计算机软件，窃取和传播公司计算机密码的处当月工资额50%的罚款，并处降低工资标准两级。情况恶劣的，并处解聘。造成公司经济损失的，应当依法赔偿。
四、其它
1.业务人员离职时，应当返还没有产生订单的业务费用。其它债权债务也必须结算完毕方可离职。
2.业务人员没有办理离职手续而离开公司的，公司将追还该员工在职期间除工资外所发生的一切费用。
关键词：轮胎项目；进度管理；新产品开发
引言
本文以佳通轮胎公司某个新产品开发项目为研究对象，通过研究分析整理出一套适合轮胎新产品开发应用的进度管理体系。
1 项目进度管理的问题
1.1 项目活动工期评估不准
因佳通目前的活动工期评估主要采用类比估算法，通常是借鉴以往的项目工期进行新项目的工期评估，但仍存在诸多问题，主要在于非研发主控项目的工期评估不准，以及项目的独一特性，导致每个项目所需资源不同，参考某一项目进行工期评估就会出现评估不准的现象。
1.2 项目关键路径优化不足
项目关键路径决定了项目的总工期，而目前的项目工作包分解以及排序均是参考相似项目进行，在排序逻辑上缺少必要的优化，往往导致可以并行的项目采用了串行的方式，从而导致项目总工期增加。
1.3 项目进度管理流程缺失
有了项目进度安排，但缺少系统性的项目进度监督和控制流程体系，导致在项目运作过程中无法及时的识别项目进度的延迟，也就无法进行及时的分析和解决措施，导致项目进度一再延误。
2 项目进度管理的优化
2.1 项目活动工期评估优化
除了现在执行的类比估算法，还可以结合仿真法、德尔菲法、专家估计法等对项目工期进行综合评价，尤其是非主控项目，可以组织相关专家对工期进行综合评价，需要依据所需资源、运营时间等外部因素，给予客观准确的工时评估。
2.2 项目关键路径优化方法
可以使用CPM和PERT法，对项目关键路径活动所需资源进行分析，可以对项目整体的资源进行合理的优化，比如在佳通的新产品开发中，一般模具请购分为代表规格和扩展规格两个阶段，每个阶段通常需要3个月周期，而对于紧急的项目，上述的两个阶段请购可以并行为同时请购，这时总工时就可以节约3个月时间。
2.3 建立项目进度管理监管和控制体系
项目的进度实施和控制的过程可以简单地概括为项目计划――项目实施和跟踪――项目控制及其反馈，这样一个循环流程。
具体到新产品开发项目，按照项目进度实施追踪的封闭循环原理，制定出更为详细的实施流程，如图1所示。项目组将定期组织召开项目组沟通会，会上由各部门负责人或专项工作负责人汇报各自负责工作的开展情况，并与基准计划比较，如出现差异，必须说明差异的原因和解决措施，同时需评估对一下节点工作的影响程度，同时可以就某些因资源调配或资源紧缺等原因导致的，可预期的无法按要求完成的工作进行汇报，由项目组成员共同协商制定预案，如负责人及本部门解决不了的，可以请求公司高层给予帮助，协调解决，以保证项目的正常进度。
2.4 项目进度计划的控制方法
2.4.1 项目进度比较。在新产品开发项目中，我们采用“项目管理软件”结合项目进度执行报告表，由专员绘制得出进度跟踪图。跟踪图，由表示计划进度的上横道线和表示实际进度的下横道线组成，这种由上下两条横道线组成的追踪图，可以直观的比较各活动的进度偏差情况，如图2所示。
2.4.2 项目进度偏差分析。新产品开发是一个系统性的项目，各活动单元间密切相关又相互制约，因各活动项目的性质和路径差异，可能出现一样的偏差值，但对整个项目的偏差影响可能是截然不同的，因此，需要对进度偏差进行影响分析，在依据分析的结果来看，是否进行纠偏措施，而偏差影响分析的步骤通常为：
（1）识别存在进度偏差的活动是否为关键活动。如是关键活动，项目组必须采取有效的纠偏措施，确保项目的总工期满足预期。
（2）判断进度偏差是否大于该活动的总时差。如进度偏差大于该活动总时差，则必然导致总工期的延误，所以项目组同样必须采取有效的纠偏措施，确保项目的总工期满足预期。反之，如进度偏差小于或等于该项活动的总时差，虽然这种偏差不会影响项目总工期的延误，但需考虑该偏差是否会影响后续的活动，至于是否需要采取纠偏措施。
（3）分析进度偏差是否大于该活动的自由时差。如果进度偏差大于该活动自由时差，需分析对后续活动的影响程度，采用合适的纠偏措施。如果进度偏差等于或者小于该活动自由时差，则不需要进行任何纠偏措施，可以维持原来的进度计划继续执行。
按照上述步骤，项目管理人员可以分析偏差的影响大小和程度，依据偏差所产生的不同影响，采取不同的处理方式。
2.4.3 项目进度纠偏措施
项目组通过项目进度偏差分析，可以识别对项目总工期或后续活动有延误的那些存在进度偏差的活动，要想达到项目总工期的要求，必须采取缩短工期的纠偏措施，主要包括赶工和快速跟进两种。
赶工是指以最少的费用投入实现最大程度压缩工期的目的，是在进度与费用之间找寻最完美的平衡关系。
快速跟进则是使后续活动的相互关系发生改变，可以提早开始后续行动或者可以并行实施后续的某些活动单元。通过这两张方法，都可以达到加快项目进度的目的，其具体的纠偏措施有：
（1）优化资源优化资源，可以通过增加资源的数量或者提高资源的利用效率来实现。增加资源的数量通常可以应用于新产品开发的试验阶段，可以通过增加试验机台的数量以缩短试验的工期。提高资源的利用率，调用工作效率搞的人员替换工作效率低的人员，比如在图纸绘制活动中加以应用，可以缩短其工期。
（2）变更活动的逻辑关系，变更活动安排和关系，可以分解关键路径上的某些后续活动或者改变他们的相互关系，使重新分解后的活动可以同步进行，或者活动单元之间在重新安排以后，关系类型发生改变，用“开始一开始”替代原来的“结束一开始”型，从而实现由串联到并联的变化，以达到缩短总工期的目的。
（3）加强控制，对关键路径上的关键活动，实现短期强化控制，可以通过增加追踪的频次，由每周追踪升级为每日追踪，适用于关键的短期项目，通过强化控制手段，可以实现早期的偏差早发现、早解决，从而控制整体的项目工期。
（4）加班，加班是在项目执行中常用的纠偏措施。加班的方法一般用于进度哦按差较小的情况。但是如果进度偏差存在较大差异，则不适宜使用加班的方式，应采用1或2的方式进行偏差纠错，毕竟人的精力是有限的，过多的加班会导致项目成员身体疲惫、精神状态差等不利影响，导致正常的项目运作时间工作效率地下，反而可能使项目工期产生延误。
内容摘要:本文引入企业质量管理中的过程能力分析方法,应用于企业内部审计统计抽样,进一步分析了企业财务部门过程输出能力, 为改进财务部门工作能力、提高财务信息的质量提供思路。
关键词:内部审计 统计抽样 过程能力指数 信赖过度风险 过程相对稳定系数
内部审计和统计抽样
内部审计(陈丹萍,2007)是保证审计工作质量,提高审计工作效率,体现审计独立、权威和公正,更好地发挥审计职能作用的重要举措。在内部审计中会用到很多统计抽样的方法(中国注册会计师协会,2009),统计抽样一般有以下步骤:样本设计:在这一阶段内部审计部门有以下工作:确定测试目标,定义总体与抽样单元,定义误差构成条件,确定审计程序。选取样本:在这一阶段内部审计部门有以下工作:确定样本规模,选取样本,对样本实施审计程序。评价样本结果:在这一阶段内部审计部门有以下工作:分析样本误差,推断总体误差,形成内部审计报告。
本文利用内部审计统计抽样的结果,利用过程能力指数对样本误差统计数据进行分析,考察财务部门过程输出满足企业要求的能力。
过程能力指数
(一)短期过程能力指数
过程能力和过程绩效分析是质量管理中的重要方法之一。过程能力指数把客观存在的过程能力和给定的技术标准范围加以比较,其比值作为衡量整个过程的能力满足企业技术要求的一致程度。过程能力指数反映了企业管理水平的优劣和企业管理的现状。
所谓过程的短期能力是指过程仅收到随机因素的影响时,过程输出特性波动的大小。它是过程的固有能力。其公式如下:
其中,USL,LSL分别是质量特性的上、下规格限。σwithin为特征值的分布标准差,使用下列简捷估计公式进行估计:,式中, R 是重复测量同一个零件的极差的平均值;d2*的值可以通过d2*(m,g)表查到。
通常设定:当Cp
(二)长期过程能力指数
长期能力(马林、何桢,2007)是指过程在较长的时期内所表现出的过程输出波动的大小,过程不仅收到随机因素的影响,而且受到其他因素的影响。由于短期能力仅含随机波动的影响,所以短期标准差σwithin较小;而长期能力不仅含随机因素的影响,还可能含有异常因素的影响,所以长期标准差σwithin较大。长期过程能力指数用pp和ppk来表示。
(三)长期过程能力指数在内部审计统计抽样中的应用
1.内部审计中总体偏差率的估计过程。X公司内部审计部门每周从公司财务部门的财务记录中随机抽样进行检查,以对财务部门内部控制进行测试。每次选取的样本规模取决于以下四个因素:可接受的信赖过度风险,可容忍偏差率,预计总体偏差率,总体规模。
内部审计部门对选取的样本实施审计程序。将样本中发现的偏差数除以样本规模,就可以计算出样本偏差率。样本偏差率就是对总体偏差率的最佳估计,但还必须考虑抽样风险。抽样风险包括信赖过度风险和信赖不足风险,通常考虑抽样风险时只考虑前者。信赖过度风险为5%时,根据实际发现的偏差数和样本规模,可以利用信赖过度风险为5%的偏差率上限样本结果评价表(中国注册会计师协会,2009)。评价统计抽样的结果,得到偏差率上限。如样本规模为100,偏差数为2时,估计的总体偏差率为6.2%。
2.利用长期过程能力指数评价财务部门过程能力。根据X公司内部审计部门每周从公司财务部门的财务记录中随机抽样的结果,在一段较长的时间内,内部审计部门对每周的抽样得到的总体偏差率进行汇总,利用过程能力指数的方法对财务部门的过程能力进行分析评价。
无偏离情况下对总体偏差率的评价。无偏离长期过程能力指数的计算公式如下:
USL是指企业能够接受的最高总体偏差率,LSL则是指抽样中发现的偏差数为0时考虑抽样风险的总体偏差率。
有偏离情况下(吴嘉华,2006)对总体偏差率的评价。pp只考虑了过程的分散程度,而ppk同时考虑了过程的分散程度和均值的偏移,ppk的计算公式如下:
令,则ppk=(1-k)pp。
其中T为极差,反映了公司对财务部门的要求;,u为均值。
pp和ppk的比较与说明与Cp和Cpk的比较与说明类似(郎志正,2003)。只不过 C 系列过程能力指数是指过程的固有过程能力指数,而 P 系列过程能力指数则是指过程的实际过程能力指数,pp和ppk需要联合使用。对于同一个过程而言,通常,长期标准差的估计值σoverall大于短期标准差的估计值σwithin。因此, 过程的质量改进就是逐步减少σoverall,使之不断向σwithin逼近。根据σoverall和σwithin的差值(称之为过程稳定系数)dσ=σoverall-σwithin或相对差值(称之为过程相对稳定系数),可以对过程的实际情况,即对过程偏离稳定状态的程度进行评估。一般情况下,当dσ
应用分析
X公司内部审计部门每周从公司财务记录中随机抽取记录进行检查,公司能够接受的最高总体偏差率为9%。表1为内部审计部门根据样本规模(考虑成本,最大的样本规模不超过200)和发现的偏差数所估计的抽查结果汇总。
由表1数据得知,可以利用上述公式求解有关质量指标,也可利用minitab软件求解。本文利用minitab进行过程能力分析(张弛,2007),首先考察质量特性值的正态性,利用minitab可以得到P-Value=
0.062>0.05,所以数据服从正态分布。再分析过程是否处于统计控制状态,利用minitab绘出X-R控制图,如图1所示,该过程处于稳定状态。
最后求过程能力指数,公司能够接受的最高总体偏差率为9%,所以USL=9;由LSL=1.5,利用minitab得到图2。
由图可知:Cp=2.12>1.67,pp=2.10>1.67,过程能力充足,财务部门的工作效率略低于标准值(ppk=0.91
X公司财务部门的过程相对稳定系数dσ≈0.9%
σoverall=0.595356,σwithin=0.590006,财务部门过程的质量改进目标就是不断改进σoverall,使得σoverall不断接近σwithin,从而不断提高其过程输出的财务信息的质量。
财务部门领导应该根据各次内部审计数据分析异常现象产生的原因,减少员工的工作失误,不断改进工作质量。
结论
本文将质量管理中的过程能力指数引入企业内部审计,利用过程能力指数分析和评价企业财务部门编制的财务记录的质量。利用内部审计得到的数据,评价财务部门过程能力,从而使财务部门了解自身不足,不断提高工作质量,具有重要的应用价值。
参考文献:
1.陈丹萍.我国内部审计管理现状与对策[J].审计研究,2007
2.中国注册会计师协会.审计[M].经济科学出版社,2009
关键词：单结点导线施工控制网 平差计算
中图分类号：TU74 文献标识码：A 文章编号：
1概述
施工测量贯穿于施工始终，从施工前的准备到工程竣工，都离不开施工测量，为确保施工测量的质量，在施工前必须对设计提供的导线点进行复测。由于人为或其它自然因素的影响，导线点或丢失、或遭到破坏，要对其进行补测；有的导线点在路基范围以内，需要将其移至路基范围以外。如果间断性的丢失，则可利用前方交会、支点等方法补测，或按任意测站的方法补测导线点。补测的导线点原则上在原导线点附近；如果连续丢失数点，则要用导线测量的方法进行补测，设计提供的导线点不能满足施工测量时，也要加密控制点，布设施工控制网。
本文阐述的结点导线网的布设，是笔者在某高速公路施工测量中的实际运用。因为设计提供的导线点距离路线0.8～2.0KM，而且导线点和设计路线之间有山相隔，不能用于施工放样；还有一部分导线点位于河堤和地方路上，进场前已被破坏；设计为一新建高速公路，有一互通区和附近原有国道建一条联络线，联络线的导线点大部分在路基范围以内，施工不能保存下来。所以，在对设计提供的导线点复测之后，必须建立施工控制网，才能保证施工测量的需要。根据设计提供的导线点不能按常规方法加密施工控制网，结合工程现场实地情况、路线走向和能联测的导线点，决定采用单结点导线布设施工平面控制网。
2单结点导线测量的外业工作
2.1选点
该工程位于丘陵、山区，地形起伏较大，低中山区灌木丛生，坡积裙上果树繁茂，通视条件极为不好。根据地形及拟建结构物、隧道、桥涵等要求，避免路基填土达到一定高度时影响导线之间的通视，选点时将点选在了主线的一侧。
2.2点的埋设
工程所处地区冬季冻层厚度为1米，埋设标志点的基坑，最浅的挖至地面1.2米以下，标志点选用中间刻有“十”字的钢筋，用混凝土现场浇注。
2.3测角测边
使用莱卡TC702全站仪观测，导线测量的主要技术要求符合《公路勘测规范》（JTJ061-99）及相关规定。
3单结点导线测量的内业计算
3.1观测数据的检查
检查外业测量记录和计算过程，根据外业测量成果及已知起算数据，按一定比例绘制结点导线略图，如图1所示，单结点导线观测值和已知值列于表1。
结点导线网中，作为起始边的IG24、IG25X、I72X、I71X、IB7X、IB7点的坐标值采用设计院提供的数据，经复测满足一级导线的精度要求，并经过监理单位测量工程师的复核签认。
表1单结点导线网已知值和观测值
3. 2计算起始边的方位角，推算结边方位角的概值。
根据作为起始边的IG24、IG25X、I72X、I71X、IB7X、IB7点的坐标值，利用坐标反算，求得各起始边方位角 、 、值分别为：
＝106°29′15″
＝209°18′36″
＝250°17′40″
根据观测角值，求得各条导线的观测角值总和∑β1、∑β2、∑β3分别为：
∑β1＝2157°24′25″
∑β2＝2054°35′02″
∑β3＝1113°34′54″
根据起始边方位角及导线左角，按下式推算各边方位角：
（1）
由公式（1）推导出终边方位角计算公式为：
（2）
公式（2）中 对应结边H10H11的方位角，设其分别为 、 、 ， 对应利用已知坐标反算求得的各起始边方位角 、 、 ，∑β左对应各条导线的观测角值总和∑β1、∑β2、∑β3。图中所示的单结点导线中,利用公式（2）分别从IG24IG25X、I72XI71X、IB7XIB7三条起始边推算出H10H11结边的结边方位角概值 、 、 如下：
3.3单结点导线结边方位角计算
将推算的结边方位角概值列入表2 ,计算结边方位角的加权平均值。
结边方位角加权平均值的计算：
单位权中误差的计算：设导线的条数为N，
加权平均值的中误差为：
3.4单结点导线结点坐标概值计算
根据测得的各边边长及结边方位角加权平均值，计算各边的坐标增量，再以IG25X、I71X、IB7为起点分别求得结点H10的坐标概值，计算过程分列于表3、表4、表5。
表3中角度闭合差：
表3中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表3中计算坐标增量总和为：
∑ΔY ′＝1835.19m
∑ΔX ′＝330.483m
由计算所得坐标增量总和求得由起始边IG24IG25X测至结点H10的横纵坐标分别为：
Y1＝50354.223+1835.190＝52189.413 m
X1＝58982.176+330.483＝59312.659 m
表4中角度闭合差：
表4中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表4中计算坐标增量总和为：
∑ΔY ′＝-1810.172 m
∑ΔX ′＝105.234 m
由计算所得坐标增量总和求得由起始边IG24IG25X测至结点H10的横纵坐标分别为：
Y2＝53999.562-1810.172＝52189.390
X2＝59207.455+105.234＝59312.689
表5中角度闭合差：
表5中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表5中计算坐标增量总和为：
∑ΔY ′＝-481.523m
∑ΔX ′＝-562.415m
由计算所得坐标增量总和求得由起始边IG24IG25X测至结点H10的横纵坐标分别为：
Y1＝52670.951-481.523＝52189.428 m
X1＝59872.077-562.415＝59312.662 m
3.5单结点导线结点坐标计算
将计算所得的结点H10的坐标概值分别列入表6和表7，进行结点坐标值计算。
表6中结点横坐标加权平均值的计算：
结点横坐标单位权中误差的计算：设导线的条数为N，
结点横坐标加权平均值的中误差为：
表7中结点纵坐标加权平均值的计算：
结点纵坐标单位权中误差的计算：设导线的条数为N，
结点纵坐标加权平均值的中误差为：
4.每条导线各点的坐标值计算
利用计算所得的结点坐标加权平均值作为结点的已知坐标值（最或是值），按附合导线坐标增量闭合差计算与调整，这样就把单结点导线化为三条单一的附合导线，分别求出每条导线各点的坐标值，计算过程及结果见表8、表9及表10。
表8中角度闭合差：
表8中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表8中坐标增量闭合差：
，
导线全长闭合差：
导线全长相对闭合差：
＜一级导线的相对精度1／15000，故IG24IG25X～H10H11附合导线的测量精度满足要求。
表9中角度闭合差：
表9中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表9中坐标增量闭合差：
，
导线全长闭合差：
导线全长相对闭合差：
＜一级导线的相对精度1／15000，故I72XI71X～H10H11附合导线的测量精度满足要求。
表10中角度闭合差：
表10中角度允许闭合差：
角度闭合差在允许范围之内,符合一级导线精度要求。
表10中坐标增量闭合差：
，
导线全长闭合差：
导线全长相对闭合差：
＜一级导线的相对精度1／15000，故IB7XIB7X～H10H11附合导线的测量精度满足要求。
5.结论
经过实例证明，采用单结点导线布设施工控制网，虽然计算繁琐，但其精度能满足设计及规范要求，可灵活应用于互通立交工程建立施工控制网。
参考文献