期末成績分析精選(九篇)

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第1篇：期末成績分析范文

關鍵詞：藥學專業(yè) 藥理 試卷成績 分析與評價

中圖分類號：G642.475

文獻標識碼：C

通過對考試試題和學生成績進行分析，教師能及時地發(fā)現教學過程中存在的薄弱環(huán)節(jié)，有助于后續(xù)教學內容及教學方法的改進，從而促進教學改革，提高教學質量。

1 對象與方法

分析對象為本院2013級藥學專業(yè)藥理期末試卷共計209份。本課程開設在第二學期，共計96學時，其中理論76學時，實踐20學時。學生所用教材均為萬軍梅，李軍梅主編的《藥理學》第l版教材，授課主要由一名副教授采用多媒體及傳統(tǒng)教學方法進行。期末試卷由課程組命題，題型包括客觀題40分和主觀題60分，共計100分。試卷均是集體閱卷，采用流水作業(yè)，最后經過復核再統(tǒng)一登分進行試卷分析。

2 結果

2.1考試成績分布

試卷滿分為100分，平均成績?yōu)?6.17分，最高分97分，最低分12分，試卷及格率67.94%，優(yōu)良率24.88%。分數基本呈正態(tài)分布，各分數段分布如表1所示。

2.2試卷題型分析

本次考試試卷題型7類，共58題，滿分100分。其中單項選擇題20分，多項選擇題10分，判斷題10分，填空題20分，名詞解釋10分，案例分析20分，處方分析題10分。每類題型平均得分情況如表2。

2.3試題質量分析

從表3試題治療分析表中可以看出，本試卷中各類題型難度評價比較合適。但區(qū)分度存在差異，其中填空題區(qū)分度較低，不到0.3，在今后的試卷制作中要適當進行修改。

3 討論

3.1存在問題

藥理課是我校藥學專業(yè)的專業(yè)核心課程之一。本課程的學習為后續(xù)相關崗位課程奠定重要基礎，而學生對該門課程的學習是非常重視的，這從平時與他們的交談可看出。但統(tǒng)計結果顯示本次考試卷面不及格有67人，占32.06%；相反，卷面達優(yōu)秀僅10人，占4.78%，成績分布雖然呈正態(tài)分布，但其中填空題的區(qū)分度不到0.3，故試卷雖整體難度適中，但仍存在需要改進的地方；另卷面最高分97分，而最低分僅12分，說明學生之間差距相當大，究其原因，和學生的學習基礎、學習態(tài)度、學習方法等均有關系，很多學生反映藥理知識不太容易掌握，內容太多，雜而抽象，藥物種類繁多，抓不住重點，難記；所以平時雖然也認真學習了，但考試成績卻不理想。

3.2解決方法

3.2.1理論聯系臨床

藥理學的特點是藥物繁多，各類疾病治療藥物層出不窮。因此教學中首先要求教師不僅要有扎實的理論基礎，同時也要具備豐富的實踐經驗，能將臨床各類藥物治療的病例進行篩選引入到實際的教學工作中來，采取多元化教學方法，組織學生積極參與到課堂中來成為主體，以提高課堂效率，幫助學生學習。

3.2.2引導學生學習

藥理課程的學習是以醫(yī)學基礎知識為根本，涉及到的基礎課程比較多，教學中教師要把相關知識與解剖生理、微生物及病理等課程知識前后聯系，教會做到融會貫通，理解記憶。另藥理學習也是有法可求的，教學中，老師要引導學生找到適合自己的有效方法，學會總結歸納，如列表比較共性與個性、同中求異等

3.2.3完善資源庫建設

藥理課程是藥學專業(yè)核心課程，但內容較多，光靠教師講授，效果較差。而目前雖已建立了資源庫，但學生不愿意登錄課程網站，更不愿意看習題。因此，資源庫的建設需要改革模式。課程建設中可按照課程標準的基本要求，收集、分類、篩選、整理出了涵蓋了各個章節(jié)知識點內容的試題庫。試題庫的大部分試題要求學生掌握的內容，盡可能減去怪題和偏題，保證了試題庫具有較高的評價尺度。另在設計制作中可結合學生特點，設計成游戲計分通關模式，以增強學生的參與熱情。

第2篇：期末成績分析范文

關鍵詞：會計誠信　成本收益　分析

成本效益原則是經濟學的基本原則之一。在理性人行為假設前提下，為或不為，均服從效益大于成本條件的約束，會計誠信也符合這一基本原則。會計誠信之所以缺失嚴重，是因為各主體從會計誠信缺失中所獲得的效益大于付出的成本。當制度環(huán)境使得會計誠信缺失能夠給大批的供求者帶來可觀的凈收益時，它的蔓延就成為現實。然而，會計誠信缺失活動的規(guī)模則取決于決定供求關系的各種變量。就需求方而言，盡管不同的“經濟人”對會計造假的需求出自于不同的利益動機，但他們的行為規(guī)律是一致的。需求方造假行為的產生取決于需求者對會計造假結果的預期收益與預期成本的權衡。

一、會計誠信缺失的預期收益與預期成本

1、會計誠信缺失對需求者的預期收益

會計誠信缺失對需求者的預期收益主要表現為經濟利益的獲得。

預期收益(Ed)=會計誠信缺失帶來的利益(Ly)*(1-p)

其中：p為會計誠信缺失被發(fā)現的預期概率(下同)。這個概率的高低取決于監(jiān)督制度的完善程度，制度越完善，p的值就越高。

會計誠信缺失帶來的利益在不同企業(yè)有不同的表現形式。就上市公司而言，它主要表現為兩種形式：一種是因虛構經營業(yè)績騙取上市、配股、增發(fā)資格所募集的資本，這種形式的造假給公司股東帶來的利益可通過下式計算：會計誠信缺失帶來的利益：因造假募集的資本*預期投資報酬率，給管理者帶來的利益是因資本增加而拓寬了其“在職消費”的空間和物質報酬、精神待遇的提高；另一種是因虛增經營業(yè)績所導致的市值增加。例如，銀廣夏通過虛構7.45億元利潤使其2001年8月停牌時的流通市值比1998年末增加了至少70億元。這種形式的造假所帶來的利益可通過下式計算：會計誠信缺失帶來的利益=虛增的每股收市盈率*流通股份數。就非上市國有企業(yè)而言，會計造假帶來的利益表現為因虛增業(yè)績而給管理者增加的物質報酬和精神待遇，以及給公司增加貸款帶來的收益等形式；就民營企業(yè)而言。會計誠信缺失帶來的利益直接表現為因虛減收入和利潤而少交的稅金。

2、會計造假對需求者的預期成本

會計誠信缺失對需求者的預期成本表現為的造假費用支出和受到的懲罰。

預期成本(Cd)=費用(F)+懲罰(CF)*p

其中：費用(F)=會計誠信缺失所產生的各種支出，主要是支付給會計從業(yè)人員的報酬；懲罰包括造假被發(fā)現應支付的罰款、處分和判刑等懲罰手段給需求者帶來的預期損失，用公式可表示為：

懲罰(CF)=罰款+處分、判刑帶來的預期損失(Ls)*力度系數(Led)

由于處分、判刑等懲罰手段給需求者帶來的預期損失不僅是經濟上的，還有精神、政治、社會地位等方面的損失，要將這些因素精確地量化并分析對需求者決策的影響是很難的，因而上式需要引人力度系數的概念。力度系數是個人對各種處分和判刑給自己帶來的利益損失的判斷。在給定的時點上，在其他條件不變的情況下，對給定的處分或判刑，對當事人而言，該系數是一個模糊的量。

3、會計造假對需求者的預期凈收益

預期收益和預期成本之差構成預期凈收益，即：

預期凈收益(Y)=預期收益-預期成本=Ed-Cd

設會計誠信缺失的需求函數為D(Q)，則D(Q)是預期凈收益和其他非經濟影響變量的函數。以X表示其他非經濟影響變量，則有：

D(Q)=f(Y，X)=f{(Ed-Cd)，X}

在給定X的條件下，預期凈收益越大，對會計誠信缺失的需求量就越大。給定其他變量，預期收益越高，需求量就越大，會計誠信缺失的需求量與其預期收益之間呈正相關關系：給定其他變量，預期成本越低，需求量也就越大。因此，對于需求者而言，只要誠信缺失的預期收益高于預期成本，即預期凈收益為正值，需求者就有“博弈”的理由和沖動。

會計誠信缺失的供給方是指直接從事編制會計報表的會計人員和進行報表鑒證的注冊會計師。除了通過財務欺詐進行貪污等犯罪行為外，會計誠信缺失不是他們的主觀愿望。對于他們而言，按照國家法律制度的規(guī)定從業(yè)是他們最簡單的工作方法，他們參與造假大多是迫于競爭環(huán)境和生存壓力。因為在會計誠信缺失泛濫成災的大環(huán)境下，他們堅守會計誠信就會失業(yè)。但這種會計誠信缺失供給行為的實現，仍然取決于會計誠信缺失供給者對其預期收益和預期成本的權衡。

預期收益(Es)=會計誠信缺失所得報酬(R)*(1-P)

其中：造假所得報酬體現為工資、獎金、股票、賄金和物品等形式。

預期成本(Cs)=懲罰*p

其中：懲罰包括吊銷會計證或注冊會計師資格證書、免職、罰款、判刑等經濟和非經濟的損失。撇開政治損失和精神損失等非經濟因素，其經濟損失可用年合法收入(包括貨幣的、實物的等各種合法收入與剩余工作年數N的乘積來計量。假設仍用Ld表示法律懲罰力度系數，則有：

Cs=I*N*Ld*p

顯然，Cs越小造假的動力就越大；Cs越大，會計誠信缺失的動力就越小。Ld和p越大，Cs越大，會計誠信缺失的動力就越小，這就是嚴厲制裁的威力。而Ld和p的值仍取決于監(jiān)督機制的完善性和有效性。

由Es和Cs可以算出供給方造假的預期凈收益Rn

Rn=R*(1-p)-1*N*Ld*p

Rn可以作為計量造假誘惑力的指標。Rn越大，供給方的造假誘惑力就越強。

設會計造假的供給函數為S(Q)，則S(Q)是預期凈收益和其他非經濟影響變量的函數。以z表示其他非經濟影響變量，則有：

S(O)=f(Rn，Z)

在其他條件給定的情況下，供給方造假的預期收益越大，預期凈收益就越大，造假供給量就越大，造假供給量與其預期收益之間呈正相關關系；在其他條件給定的情況下，供給方造假的預期成本越小，預期凈收益就越大，造假供給量就越大。

二、我國會計失信成本分析

對國有企業(yè)和國有控股的上市公司的管理者而言，客觀上存在著造假活動所獲收益和所付成本承受體的不對稱：會計誠信缺失活動的費用不是由其個人支付的(即使被罰，其損失也不由個人承擔)，但所獲收益卻可以在很大程度上歸個人享用，或直接占有造假所得的物質利益，或間接提高社會地位和職位。由于這種不對稱性，這部分需求者個人的預期成本(Cd1)會大大低于Cd，其預期凈收益變?yōu)椋?/p>

預期凈收益(Y1)=預期收益(Ed)-個人預期成本(Cd1)

第3篇：期末成績分析范文

關鍵詞：自愿離職 離職成本 離職因素 人力資源

勞動力市場化使員工自由流動成為可能，加快了組織成員的新陳代謝，提高了人力資源配置效率。然而頻繁的員工離職給企業(yè)帶來許多負面影響，同時造成社會資本的浪費。因此，探討員工自愿離職的影響因素及由此產生的組織效率缺失問題十分必要。

員工自愿離職因素分析

宏觀環(huán)境因素

人是社會人，不可避免地受到宏觀經濟因素的影響。Proctor等（1976）以及Wayne等（1997）的研究結果得出：勞動力市場發(fā)育狀況是影響青年管理者離職的一個重要因素。在勞動力市場接受的活躍期，企業(yè)管理層的自愿離職頻率要遠遠大于在勞動力市場接受的不活躍期。David等（1999）的離職復合模型表明：勞動力市場流動狀況在績效對離職的影響過程中起到了中介作用。就我國而言，隨著勞動力市場日臻完善，員工自愿離職率越來越高。當然，其中也存在著不正?，F象，但總體上，與上面的研究結果是吻合的。

經濟形式也明顯影響著離職率。在經濟繁榮期，就業(yè)崗位相對較多，失業(yè)率低，找工作相對容易，這時員工自愿離職的可能性就比較大；相反，在出現經濟危機或者經濟衰退期，失業(yè)率高，找工作的難度增加，員工就會比較珍視自己現有的工作，所以離職率就會降低，這也是不難理解的。Charles（1999）對美國25個州的456名銷售員的問卷調查的結果也證實了這一現象，結果表明失業(yè)率與員工的工作滿意程度成正比，與員工的離職率成反比。

另外，社會文化、用工制度等其他宏觀因素也影響著員工的自愿離職率。比如日本，終身雇傭制被稱為日本企業(yè)成功的三大法寶之一，在這種用工制度以及文化的影響下，日本的員工自愿離職率是很低的。

與組織及工作相關因素

企業(yè)的組織特性、組織文化、管理風格、管理運行機制對員工自愿離職有很大影響 企業(yè)的管理水平、運行機制越先進，對員工的吸引力就越大，員工的離職率相對就會越低；組織文化也一樣，如果員工的個人價值取向、個人目標與組織文化、組織目標及管理運行機制相一致，員工比較喜歡企業(yè)的管理風格，他繼續(xù)留任的可能性就會越大。這種一致性越高，留任的可能性也就越大。

企業(yè)的人際關系對員工離職意向有重大影響 企業(yè)的人際關系比較復雜，人與人直接的溝通受限，員工不能與直接上司、同事之間產生相互信任和依附感，員工不理解高層管理人員的做法，員工就會對企業(yè)的前景失望，缺乏應有的安全感、認同感，覺得自己的職業(yè)發(fā)展道路不暢，于是便產生離職意向來保證自己能獲得水平方向的職業(yè)發(fā)展。

組織公平性與離職的關系 Adams在上世紀60年代提出了比較系統(tǒng)的公平理論。指出組織分配公平會增加員工的積極性，如果員工感到雇傭關系不公平時，會表現出不安情緒和低組織承諾，從而產生離職傾向。用公式表示為：（O/I）A=(O/I)B,其中A、B表示兩個參考人，I表示“投入”（貢獻、投資、努力），O表示“結果”（利益、報酬）。只有當式子為“＝”時才是公平，任何一方大都會使員工認為不公平并采取相應措施，并最終產生離職傾向。Hendrix等（1998）的跟蹤調查也發(fā)現，企業(yè)無論在程序上還是分配上的公平性都會直接或間接地與員工離職相關。

公司是否能提供培訓和再學習的機會，對員工自愿離職也有重大影響 員工總是抱有一定的理想和抱負，如果公司不能提供學習的機會，不能進一步完善其能力，員工就無法在該公司得到自我實現，可能會產生離職意向。員工對公司決策的參與程度也影響了工作滿意度，轉而直接或間接地影響了離職意向。

組織付薪規(guī)則對離職也有一定的影響 基于技能的薪水支付系統(tǒng)可提高員工留在本公司的意愿，而基于團隊的薪水支付系統(tǒng)卻與高離職率相聯系，而且后者的這種聯系會隨著組織規(guī)模的增加而增加。

與工作相關的因素有工作性質、角色壓力、工作任務多樣性、工作環(huán)境等。研究表明，角色壓力對離職意向有正向間接的影響。角色模糊、角色沖突大會使員工對工作和組織不滿，降低組織承諾，產生較強的離職意向；工作多樣性、工作環(huán)境對工作滿意有顯著的正向影響，也對離職意向產生直接或間接的影響。

個體因素

大量的研究指出：年齡、性別、教育水平、婚姻狀況、在組織內的任期與離職或離職意向有間接關系。Somors等（1996）在244名美國注冊護士作為樣本進行的問卷調查研究中發(fā)現：在同一企業(yè)中年齡越大、任期越長的員工，離職率越低。年輕的、有較高教育水平的員工傾向于對組織有較低的承諾，這些負面態(tài)度轉而與離職意向相聯系。

個體能力也是離職意向的影響因素。當個體不足以勝任其本職工作，或當個體有較強能力，而不能在所屬公司得到充分發(fā)揮時，員工就有可能產生離職意向。

個體團隊合作精神同樣也影響著離職意向。當員工缺乏團隊精神，工作中總突出個人業(yè)績，貶低他人功勞。有成績時沾沾自喜、自吹自擂；出現失誤時把責任推卸給別人。這樣的員工很容易成為眾矢之的，在企業(yè)中被孤立，導致離職。

一般而言，個體績效與離職率存在著負向關系，但績效對離職率的影響與員工獲得獎賞可能性大小有關。同時當前績效（動態(tài)的）比平均績效（靜態(tài)的）對員工離職率影響更大。另外，薪水增長和提升也會對員工績效和離職之間的聯系產生影響，高薪水增長使二者之間的聯系更顯著，而且這種影響對高績效員工尤其明顯。

其他的個體因素，比如個人家庭負擔、個人是否要繼續(xù)深造、思想成熟情況等，也直接或間接影響員工離職率。

員工自愿離職成本分析模式

自愿離職成本（本文也稱人力資源重置成本）指員工離職后給企業(yè)帶來的一系列成本和代價，包括實際成本和無形成本。實際成本包括取得成本、開發(fā)成本等，無形成本包括空位成本、對其他員工精神上的影響、成熟員工到競爭對手后對企業(yè)的威脅、機會成本等。據國外有關學者研究，影響其主要因素有勞動力市場的供給水平和替代的費用、投資于雇員培訓的費用和離開雇員的績效水平等。自愿離職成本是構成企業(yè)組織效率缺損的最主要因素之一，績效層次不同的員工產生的組織效率缺損程度也不同。

取得成本

取得成本包括招聘成本、選拔成本、雇傭成本、就職成本等。為填補空缺，需要進行招聘、選拔、雇傭，由此帶來一系列費用，包括廣告費用、費、差旅費等；招聘前一般要用一些測試來了解申請者的知識、技能、能力、價值觀等特征，這是費時費力的；招聘時，要對應聘者進行甄選，這樣也存在雇員的測試和甄選費用，包括面談時間、測試費用、申請書與推薦書的核查費用等。高層管理者的招募需花費更多的時間和精力，有時可能還會借助獵頭公司，要是這樣招聘的成本會更高，因此，他們的離職也會帶來更多的取得成本。

培訓、開發(fā)成本

開發(fā)成本是指使得一個員工達到勝任某個職位的技能并取得預期業(yè)績而付出的成本。包括定向培訓、正式培訓和在職培訓成本；聘請培訓人員的成本；搜集各種培訓資源和材料的費用；勞動時間損失與生產率損失；學員的薪金；給新員工分配、解釋工作任務，評估工作結果，要花費許多的管理時間；由于新雇員接受培訓而形成的暫時的崗位空缺所帶來的損失。

空位成本

空位成本是指員工離職后，要重新招募新的成員，但是在原來員工離職到新的員工開始工作之間存在一定的時間段，在這期間由于崗位暫時空缺而發(fā)生的空崗損失。員工尤其那些不可替代崗位的員工的離職可能會造成某些業(yè)務的停滯，給企業(yè)帶來巨大損失，高層管理人員離職后的空位成本會更高。

另外，員工自愿離職后，他的工作要被其他的員工填補上去，這樣其余的員工就會存在必要的加班或者工作量的加大，有時也需要一定程度的人員調整，使組織在短期內產生混亂。如果是較高等級以上的高績效員工自愿離職，對組織產生的負面影響會更大。因為填充這一空位的人員的尋找相對來說難度會更大，在本部人員不夠充分的情況下可能要借助于本組織人力資源外的資源等。

損失的生產率費用

新雇員需要熟悉新工作、公司政策、慣例等，這個過程會帶來損失的生產率費用，包括：被雇傭以前的空缺損失；相對于有經驗的老雇員來講，他們作為新手只貢獻了部分的生產率；新雇員在完全進入角色前，犯錯和失誤所帶來的損失和浪費；合作者和主管為帶動這個新雇員跟上組織速度所花費的時間，這會使他們的生產率降低；當離職者是企業(yè)中的關鍵性員工時，這一損失會更大。

離職者對留下者造成的心理影響

離職者給留下者帶來了一系列心理反應，比如會對留下者的工作滿意度、組織承諾等產生影響，從而會影響他們的離職意向。某些影響力大的員工離職事件會造成群體心理動蕩，減弱組織的向心力、凝聚力、動搖員工對企業(yè)發(fā)展的信心，這方面的損失很難估計。另外，如果大規(guī)模的員工離職會對企業(yè)造成極具破壞力的沖擊，處理不好，將會形成惡性循環(huán)。從而使企業(yè)喪失了其核心競爭力。

影響員工自愿離職的因素綜合起來可以概括為三個方面：宏觀環(huán)境因素，即勞動力市場狀況、經濟水平、失業(yè)現象等的影響；中觀經濟因素，即組織特性、組織公平性、工作性質、工作環(huán)境等；微觀因素，即與個體相關的因素，如年齡、個人能力、家庭負擔、教育水平等。橫向看，這三個方面也存在著相互作用、相互影響。員工的自愿離職也給企業(yè)帶來巨大損失，關鍵員工的高離職率往往意味著企業(yè)核心競爭能力的喪失，并對留下來的員工造成心理上不可估計的影響，這必須引起企業(yè)的高度重視，并采取相應的措施。

降低員工自愿離職率，減少企業(yè)損失，可以考慮從下面著手：首先，管理者在招聘的時候注意招那些個人價值取向、個人目標與組織文化、組織目標及管理運行機制相一致的人；其次，參考上文的離職因素，努力影響員工的離職意向。比如：建立公平的薪酬制度，公開公平的評價員工業(yè)績，給員工更多的培訓機會，讓員工更多地參與組織決策等。Smith(2000)就認為建立員工的忠實度能很好的降低員工離職率，可使薪水適當高于社會水平，尊重員工、進行離職面談等；再次，對已經產生離職意向的員工管理，以積極、誠懇的態(tài)度和員工談，通過交流來恢復員工滿意度，并最大可能的滿足員工需求。

參考資料：

1.趙曙明，人力資源管理研究[M]，中國人民大學出版社，2001

2.張勉、張德，IT企業(yè)雇員離職影響因素研究[J]，中國軟科學，2003，05

3.馬淑婕、陳景秋，員工離職原因的研究[J]，中國人力資源場開發(fā)，2003，09

第4篇：期末成績分析范文

【關鍵詞】長三角城市群；“位序—規(guī)模”；首位度；城市規(guī)模等級

1.文獻綜述

潘鑫等（2008）選取長三角城市群7個年份的城市人口規(guī)模數據從城市規(guī)模等級結構、首位度等層面出發(fā)，得出長三角地區(qū)以上海為核心、多中心圈層集聚等三方面的特征。程開明（2008）對長三角城市體系首位度、位序-規(guī)模法則進行實證分析，發(fā)現長三角城市體系呈現出明顯的首位型分布，上海首位城市特征突出。蒲英霞等（2009）從不同的角度對改革開放以來長三角地區(qū)城市規(guī)模分布的演變進行了較為系統(tǒng)的研究，發(fā)現該城市體系經歷了首位型-位次型-首位型分布模式，城市首位度降低。孫貴艷等（2011）應用位序-規(guī)模法則等多種定量方法，系統(tǒng)研究了其城鎮(zhèn)體系發(fā)展中的規(guī)模結構及空間結構演化特征，研究發(fā)現長三角城市群處于緩慢分散趨勢中。

2.2000年長三角城市群城市規(guī)模分布

2.1 “位序—規(guī)?！狈植?/p>

據表1，上海市非農人口數排第一位序，且遠超第二位序南京，從第三位序開始，城市的非農人口數按照較平緩的梯度依次遞減。進一步對表1相關數據進行處理，制出了“2000年長三角城市群人口位序離散圖”：

據圖1，隨著城市位序的增加，非農業(yè)人口數先高速下降，繼而平緩減少。因此可以推測出城市非農業(yè)人口數與城市位序大致呈反比例關系。據此，可以進一步建立城市非農人口數與城市位序的模型Pi=K/Ri（其中Pi為城市非農業(yè)人口數，Ri為城市位序，K為常數），并用一般形式Pi Riα=K表示，再將原指數方程簡化為一次線性方程lgPi=lgK-αlgRi，并對城市的位序—規(guī)模關系進行線性回歸。

通過“2000年長三角城市群人口位序離散圖”推測出“位序—規(guī)?！蹦Ｐ?，再由表2數據可得具體方程：lg（Pi）=6.55-1.24lg（Ri），轉化為指數型方程Pi=3548133.89Ri-1.24，其中，常數項C和自變量lg（Ri）的P值近似為零，即成高度顯著性，相關系數R=0.97，說明Pi與Ri呈現高度相關性。位序變量指數α=1.24>1，說明城市規(guī)模分布高度集中，高位城市上海的規(guī)模突出，而低位城市發(fā)育不夠。綜上分析，長三角城市群呈現明顯的首位型分布，下文將對上海在長三角城市群中的高首位度進行量化分析。

2.2 首位及其余城市人口比例分布

由圖2可知，長三角城市群的首位度為3.67（首位度=上海人口/南京人口=938.21/255.86=3.67），遠高于其它城市之間的人口比例。其原因如下：1）政治因素：該地區(qū)位序?規(guī)模分布的上述演變特征很大程度上反映了改革開放以來我國城市化政策的調整與變化。上世紀80 年代，我國推行了“控制大城市規(guī)模、合理發(fā)展中等城市，積極發(fā)展小城市”的城市發(fā)展方針，此時該地區(qū)紛紛“撤縣建市”，積極實施優(yōu)惠的產業(yè)發(fā)展政策，極大地加速了區(qū)域城市化發(fā)展進程，城市規(guī)模分布的首位型特征逐步減弱，進入位次型分布模式。然而浦東開發(fā)決策之后，上海市制定了“開發(fā)浦東、振興上海、服務全國、面向世界”的開發(fā)方針。并以此極大地促進了上海的發(fā)展，因而其城市規(guī)模得以大幅度地提升；2）經濟因素：到2000年為止，上海實現了GDP連續(xù)八年的兩位數增長，其第三產業(yè)也首次超過第二產業(yè)的總產值，產業(yè)結構的成功轉型為上海的經濟發(fā)展注入了一股新的活力。同時，上海的投資環(huán)境的改善也是其城市規(guī)模擴大的重要因素。

2.3 城市規(guī)模等級分布

根據上述數據又進一步制作出了“2000年長三角城市群城市規(guī)模等級的正態(tài)圖”：

據圖3可得該地區(qū)本階段城市大多數是中小型城市，這與上海高首位度的原因分析相統(tǒng)一，江浙一帶的城市由于商品經濟發(fā)達，本地集聚效應占主要優(yōu)勢，城市保持中小型規(guī)模即已達到規(guī)模經濟，因而限制了城市規(guī)模向外輻射式擴大的趨勢，也即限制了城市的規(guī)模。

3.2010年長三角城市群城市規(guī)模分布

3.1 “位序—規(guī)?！狈植?/p>

據表3，2010年度，上海依然穩(wěn)居該地區(qū)中心城市。其后的南京、杭州，由于政治及傳統(tǒng)發(fā)展優(yōu)勢，人口數量依然處于地區(qū)二級梯隊。而在研究中，城市規(guī)模分布類型還受到自然、歷史、經濟和城市化水平等多種因素影響，在近年的發(fā)展過程中，蘇州和寧波在經濟發(fā)展等領域內已經表現出超過南京和杭州的發(fā)展速度和發(fā)展規(guī)模。與此同時，南通和常州等城市也在長三角發(fā)展進程中迅速崛起，人口數量增幅明顯。進一步對表3相關數據進行處理，得出“2010年長三角城市群人口位序離散圖”（如圖4所示）：

隨著城市位序的增加，2010年度城市轄區(qū)年平均人口自上海開始下降較為明顯，繼而平緩減少。據此，仍可以進一步建立城市轄區(qū)年平均人口與城市位序的模型的簡化形式：lgPi=lgK-αlgRi，下面將對城市的位序——規(guī)模關系進行線性并進行回歸（見表4）。

回歸可得具體方程：lg（Pi）=7.15-1.02lg（Ri）

轉化為指數型方程：Pi=14125375.45Ri-1.02

其中，常數項C和自變量lg（Ri）的P值近似為零，即成高度顯著性，相關系數R約為0.97，說明Pi與Ri呈現高度相關性。位序變量指數α=1.02近似等于1，說明該地區(qū)城市規(guī)模分布于該年度已接近于標準的“位序—規(guī)?！狈植肌ｉL三角城市群在演進過程中趨于均衡全面發(fā)展使得該地區(qū)低次位的城市不斷成長，城市群朝向成熟的城市體系演進，而在達到標準“位序-規(guī)?！狈植贾?，該地區(qū)將達到城市體系的穩(wěn)定狀態(tài)，即“帕累托分布”。

3.2 首位及其余城市人口比例分布

首位城市作為區(qū)域中心城市，在城市體系中起到關鍵的作用并帶動著一個地區(qū)的經濟和社會發(fā)展。2010年長三角城市群的首位度為2.44（首位度=上海人口/南京人口=1326.69/543.61=2.44），相較于其余城市的人口數據順次比例，具有較大的領先優(yōu)勢（如圖5所示）。

其原因在于：1）經濟因素：隨著長三角城市群的進一步發(fā)展，該地區(qū)以上海為龍頭的單極經濟結構正在向以上海為中心的多元聯動經濟結構演化，原先低位次的城市經濟實力不斷增強，在這一過程中，上海市積極調整發(fā)展思路，經濟質量不斷提升，故其優(yōu)勢地位仍相對明顯。2）政治因素：近代以來上海在我國城市體系中始終處于十分重要的地位，因而在長三角地區(qū)的發(fā)展進程中，上海始終處于領先地位。期間上海的首位度雖有所下降，但上海市積極推進政府的公共服務能力的提升，因而依舊保持著相對較高的首位度。3）國際關系：作為現代文明的集中體現單元，城市在經濟全球化浪潮中受到了極大的沖擊，作為經濟全球化的輸入國，我國的城市體系受到經濟全球化的影響尤其明顯，區(qū)域層面突出表現為傳統(tǒng)的城市體系結構向網絡體系結構的轉變，在城市層面則突出表現為新的經濟空間的興起和城市空間的重構。近十年內，長三角地區(qū)作為一個城市群開始興起，依托于該地區(qū)強勁的發(fā)展?jié)摿?，上海的國際化水平得到進一步提升，故其首位度仍較高。

3.3 城市規(guī)模等級分布

根據“2010年長三角城市群城市位序”表，進一步制出“2010年長三角城市群城市規(guī)模等級的正態(tài)圖”：

依照圖6，16座城市的規(guī)模均已達到大城市及其以上水平。其中，有3座超大城市，11座特大城市，城市規(guī)模與城市人口數量基本呈正態(tài)分布，表明該地區(qū)已接近標準的“位序-規(guī)模”分布。

4.2000年與2010年長三角城市群城市規(guī)模分布比較

4.1 “位序—規(guī)?！狈植急容^

將長三角城市2000年的位序作為橫坐標，2010年的位序作為縱坐標，制作出圖8：

2000年至2010年，長三角各城市中近半數的位序沒有發(fā)生變化。在排名前7的城市僅無錫和蘇州互換了位置，這些位序較高、規(guī)模較大的城市位序相對穩(wěn)定，與之對應的則是排位靠后城市間位序的顯著變化。

4.2 首位及其余城市人口比例分布比較

根據“2000年長三角城市群城市位序表”和“2010年長三角城市群城市位序表”可以制得“2000年與2010年長三角城市群首位及其余城市人口比例”（見圖8所示）：

10年間長三角地區(qū)的行政等級結構有原來的滬-寧杭（副省）-地級市-縣的模式布局轉向扁平式布局，由于蘇州、無錫和寧波等城市的崛起，演變成以上海為中心，滬-寧杭蘇錫甬（副省與發(fā)達地級市）-縣市的模式，整體城市布局由極化發(fā)展向泛化發(fā)展。期間，上海連接國際國內的兩個市場的經濟中樞地位凸顯，并與蘇錫常等市實現了成功的經濟對接。蘇州等市在著力推行制造業(yè)高地建設的同時，針對上海實施了戰(zhàn)略北移跨江發(fā)展，著力加快“北上海”建設。而杭州、寧波等地也加快了“南上?！钡慕ㄔO，以杭州灣大橋建設、大小洋山港及北侖港的建設為契機，與上海經濟在資源、產業(yè)、市場建設等領域展開了全面的對接。

2000年以來，長三角地區(qū)特大城市的空間擴展和集聚能力提高也十分突出。杭州實施了城市總體發(fā)展的戰(zhàn)略性轉移，使錢塘江兩岸成為杭州市新的城市中心；無錫撤銷了錫山市，使之成為了無錫的兩個區(qū)；蘇州則把吳縣納入了城區(qū)范圍。10年來長三角城市群各城市人口加速集聚。雖然上海作為首位城市人口比例雖有下降，但這也反映出長三角16個城市共同繁榮發(fā)展。

4.3 城市規(guī)模等級分布比較

從2000年的偏正態(tài)分布到2010年的標準正態(tài)分布，城市群的城市規(guī)模等級重心從原本的中等城市變成了特大城市，各城市等級規(guī)模分布更加合理。這十年間，隨著江蘇沿江戰(zhàn)略、沿海戰(zhàn)略、浙江沿灣戰(zhàn)略的實施，以及寧杭生態(tài)產業(yè)軸、泰錫湖產業(yè)軸不斷拓展，長三角城市群網絡化布局趨勢初現。長三角城市群可以被劃分為由滬蘇錫構成的核心城市區(qū)域，滬寧杭的中圈層，和通過滬寧杭金三角帶動起來的整個長江三角洲城市群的圈層。其城市規(guī)模體系在全國總體上處于較高層次，中小城市發(fā)育良好，城市等級比較完善，空間布局表現為城市密度較大，分布比較均勻的特征。

參考文獻：

[1]潘鑫，寧越敏.長江三角洲都市連綿區(qū)城市規(guī)模結構演變研究[J].人文地理，2008（3）.

第5篇：期末成績分析范文

關鍵詞：EPQ模型；作業(yè)成本法；成本動因；成本控制

中圖分類號：F253 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2009)01-0056-04

Research on EPQ Model Based on Activity-based Costing

YANG Tou-ping1,2, LIU Zhi-xue1

（1. School of Management, Huazhong University of Science and Technology, Wuhan 430074, China; 2. School of Statistics, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013, China ）

Abstract:To analyze the effects of activity-based costing (ABC) on the classical economic production quantity (EPQ) model in production-inventory system, a new EPQ model based on ABC is developed in this paper. In the new model, based on ABC perspectives, we analyze the cost drivers other than conventional ones specified in the production-inventory system, and then revise the cost functions according to these cost drivers. In this paper, numerical examples are also given to illustrate the effects of the new model by comparing with the classical EPQ model. The results show the new model can be more effective than the classical EPQ model in cost control.

Key words:EPQ model; activity-based costing; cost drivers; cost control

1 引言

經濟生產批量（Economic production quantity, 簡稱EPQ）模型被許多生產制造企業(yè)接受并應用到實際生產運作中。然而，由于模型相關輸入參數，包括設置成本、庫存成本以及需求率的假設離實際要求相差甚遠，使得相關應用企業(yè)及學者對EPQ模型的實際應用效果提出疑問，這也促使一些學者研究EPQ模型改進，以匹配實際的運作要求。

經典EPQ模型假設每次設置成本固定，但實際上每次生產設置時間不同產生的設置成本也不同，對于這一問題，一些學者也對其進行了研究。Darwish［1］研究了基于設置成本改變的EPQ模型改進，并利用數值算例證明改進的EPQ模型比經典EPQ模型在成本控制方面更有效。在此之前，Billington［2］研究了減少設置時間對EPQ模型的效果；Kreng et al.［3］以設置時間減少率作為決策變量研究了考慮不同需求的EPQ模型；Paknejad et al.［4］、Andijani［5］和Wu［6］研究了多階段生產系統(tǒng)中的設置成本減少。同樣，經典EPQ模型假設固定庫存成本率即庫存成本與庫存量呈線性關系，但除了庫存量，其它因素如倉庫數量或空間、倉庫工作人員數量等也會影響到庫存成本。

對于作業(yè)成本法（簡稱ABC），從20世紀80年代開始受到廣泛關注，一些學者也探討了作業(yè)成本法在物流領域的應用，但大多從物流成本核算角度來探討，如Pohlen和La Londe［7］第一次把作業(yè)成本法應用于物流研究中，認為基于作業(yè)的分析可以找到物流系統(tǒng)中存在的一些缺陷和漏洞，從而重組物流過程，減少物流成本、提高服務水平；Perrtila et al.［8］認為如果ABC可以在物流系統(tǒng)中運行，它可以提供比傳統(tǒng)成本計算系統(tǒng)更加準確的物流成本信息，從而幫助管理者更好地進行物流決策；Manunen［9］探討了基于作業(yè)成本法的物流成本計算與模擬模型；國內學者如宋華［10］、帥斌和孫朝苑［11］也探討了作業(yè)成本法在物流成本核算中的應用，但將作業(yè)成本法整合到物流成本控制模型中的應用研究較少。

基于上述相關文獻研究，本文將作業(yè)成本法整合到經典EPQ模型研究中，通過應用作業(yè)成本法來分析經典EPQ模型的輸入參數――設置成本與庫存成本的成本動因，進而對EPQ模型的輸入參數進行調整來改進EPQ模型，達到有效控成本目的。改進的模型不僅將設置成本視為變量，而且考慮了庫存成本率的改變，同時數值算例分析與比較也被提供來驗證ABC應用效果。

2 符號說明及經典EPQ模型

2.1 符號說明

本文假設廠家生產單一產品。符號意義：Q生產批量；P生產率；D需求率（P>D）；T庫存周期（Q/D）；TP生產周期（Q/P）；c1生產設置成本；c2單位庫存成本；I1生產設置次數；I2平均庫存量；Imax最大庫存量。

2.2 經典EPQ模型

在經典EPQ模型中，包括兩種成本即設置成本與庫存成本，生產―庫存模式如圖1所示，用公式表示為

C=c1I1+c2I2=c1T+12(P-D)TPc2

=DPc1TP+12(P-D)TPc2

（1）

最優(yōu)生產周期T*P=2Dc1P(P-D)c2，最小成本C*=2Dc1c2P(P-D)P。

圖1 不考慮缺貨生產―庫存模式

3 基于ABC的EPQ模型

3.1 成本動因分析

依據（1）式，應用作業(yè)成本法原理進行解釋，經典EPQ模型中的成本結構及成本動因分析見表1。

表1 經典EPQ模型成本結構及動因分析成本項目成本動因動因分配率

設置成本設置次數I1每次設置成本c1

庫存成本平均庫存量I2單位庫存成本c2

應用作業(yè)成本法要求成本分配需選擇最合適的成本動因，因而對于設置成本選擇的成本動因更應該是設置時間，而不是設置次數。正如Johnson［12］討論了企業(yè)如何利用基于作業(yè)的信息來管理活動，而不是管理成本，因此分析了豐田汽車不是直接關注設置成本，而是關注設置成本的動因――時間，從而通過縮短設置時間來減少設置成本。

對于庫存成本，平均庫存量不可否認是一個重要成本動因，但庫存占用倉庫空間以及倉庫工作人員數也是不可忽視的成本動因，如儲存成本可能更多與庫存占用倉庫的空間相關，而貨物處理成本（貨物接收、檢查、堆垛等）則更多與倉庫工作人員數相關，其它一些成本（保險稅收、物品損耗、資金占用費等）更多與平均庫存量相關?；谧鳂I(yè)成本法的EPQ模型的詳細成本動因分析見表2。

表2 基于作業(yè)成本法EPQ模型成本結構及動因分析

成本項目成本動因動因分配率

設置成本設置時間單位時間設置費

庫存成本儲存成本

庫存占用空間單位倉庫空間租金、投資及其它配套費

貨物處理成本倉庫工作人員數量工作人員單位時間成本

其它成本平均庫存量單位庫存占用成本

3.2 基于ABC的EPQ模型構建

(1)基于ABC的設置成本分配

根據表2成本動因分析，設置時間越長，則設置成本越大。假設考慮設置成本K=mt（m>0），其中t表示生產設置時間，m表示單位時間設置費。一般來說，生產周期越長，則設備損耗越大以及遺忘效果越明顯，結果導致下次生產設置需花費更長時間，對于這一現象，Porteus［13］，Jaber和Bonney［14］也進行了闡述，因而假設生產設置時間t與生產時間TP存在t=TμP（μ>0）函數關系是合理的。依據上述假設，設置成本可表示為

K=mTμP（2）

依據（2）式及圖1，單位時間設置成本C1可表示為

C1=mTμPT=DPmTμ-1P（3）

(2)基于ABC的庫存成本分配

依據表2成本動因分析，對于儲存成本，假設廠家單位時間內對儲存容量為W單位產品的倉庫需付租金（如租用倉庫）、折舊（如自建）及其它相關配套費c21；依據圖1，廠家需要租用或自建的倉庫容量為Imax=(P-D)TP，因此單位時間儲存成本C21可表示為

C21=c21(P-D)TPW（4）

對于貨物處理成本，假設倉庫內每工作人員單位時間內平均能處理n單位貨物，工作人員單位時間成本為c22，依據圖1，倉庫內的平均貨物數量I2=12(P-D)TP，因而需雇傭工作人員12n(P-D)TP，單位時間貨物處理成本C22可表示為

C22=c222n(P-D)TP（5）

對于其它與平均庫存量直接相關成本，如保險稅收、物品損耗、資金占用費等，假定成本動因分配率為c23，依據圖1，平均庫存量I2=12(P-D)TP，因而單位時間成本C23可表示為

C23=c23(P-D)TP2（6）

根據表2及（4）、（5）和（6）式，基于作業(yè)成本法的單位時間庫存成本C2可表示為

C2=c21(P-D)TPW+c222n(P-D)TP+c23(P-D)TP2（7）

(3) 基于ABC的EPQ模型分析

根據作業(yè)成本法的基本原理，將（3）和（7）式代入（1）式，則（1）式轉化為

C(TP)=DPmTμ-1P+c21(P-D)TPW+c222n(P-D)TP+c23(P-D)TP2（8）

當μ≥1時，能明顯看出（8）式是關于TP的增函數，因而當μ≥1，要使（8）式最小，TP=0；在現實生產中，TP=1P，也即Q=1。綜上所述，在本文中我們需要研究的是0

當0

CTP=DPm(μ-1)Tμ-2P+(c21W+c222n+c232)(P-D)（9）

令（9）式等于零，解得

T**P=2Dm(1-μ)P(P-D)(2c21W+c22n+c23)12-μ（10）

C**=2-μ1-μ(Dm(1-μ)P)12-μ((c21W+c222n+c232)(P-D))1-μ2-μ（11）

4 數值算例及比較

4.1 經典EPQ模型與基于ABC的EPQ模型參數關系分析

由表1及表2看出，經典EPQ模型與基于ABC的EPQ模型成本動因不同，因而相應的動因分配率也發(fā)生改變。為了便于比較分析，有必要分析上述兩種模型中成本動因率之間的關系。

基于ABC的EPQ模型，對于設置成本，成本動因是設置時間，而經典EPQ模型中設置成本獨立于設置時間，即每次設置成本相同。依據（2）式，當μ=0基于ABC的EPQ模型中設置成本獨立于設置時間，因而存在以下假設合理性

c1=m（12）

對于庫存成本，由表2，其成本動因有倉庫容量、倉庫工作人員數及平均庫存量；而經典EPQ模型中的成本動因分配率c2表示單位時間內的單位庫存成本，依據前面的分析，因此也存在以下假設的合理性

c2=c21W+c22n+c23（13）

其中c21W、c22n、c23分別表示單位時間內每單位庫存的儲存成本、貨物處理成本和其它與平均庫存量直接相關的成本。

4.2 數值輸入及結果比較

本節(jié)通過示例給出ABC對經典EPQ模型效果。假設某企業(yè)基于歷史數據、經驗、市場相關信息及（12）式、（13）式合理假設，經典EPQ模型與基于ABC的EPQ模型相關輸入參數見表3。

表3 經典EPQ模型與基于作業(yè)成本法EPQ模型相關輸入參數

經典EPQ模型基于ABC的EPQ模型

生產率、需求率P=15000 D=10000

設置成本相關參數c1=200m=200

庫存成本相關參數c2=50c21=10000,W=500,c22=8000,n=400,c23=10

依據表3輸入數據，借助Spreadsheet模擬求解，對（8）式進行分析，具體分析包括以下三步：（1）求出經典EPQ模型成本最小的生產時間Tp及相關設置成本、庫存成本和總成本；（2）求出ABC模型成本最小的生產時間TP及相關設置成本、庫存成本和總成本；（3）相關成本損失衡量。假設C*EPQ表示經典EPQ模型最優(yōu)相關成本，C*表示ABC模型最優(yōu)相關成本，成本損失可表示為：C*EPQ-C*。具體效果分析見表4。

基于（12）、（13）式合理假設的輸入數據使經典EPQ模型與基于ABC的EPQ模型具有可比性。表4只選擇了0

表4 ABC對經典EPQ模型效果分析

EPQ模型類型μ生產時間設置成本設置成本損失庫存成本庫存成本損失總成本總成本損失

經典EPQ模型NA0.032664082.4704082.5008164.970

基于ABC的EPQ模型

0.10.021624203.09-120.623783.50299.07986.59178.38

0.20.016363580.24502.232863.001219.56443.241721.73

0.30.011882968.711113.762079.002003.55047.713117.26

0.40.008182383.891698.581431.502651.03815.394349.58

0.50.005261838.432244.04920.523161.982758.955406.02

0.60.003081347.472735.00539.003543.51886.476278.50

0.70.00158923.303159.17276.503806.01199.806965.17

0.80.00066576.813505.66115.503967.0692.317472.66

0.90.00018315.803766.6731.504051.0347.307817.67

5 結束語

采用ABC可以獲得更準確的決策信息，從而幫助企業(yè)更有效地制定成本控制策略。本文通過對經典EPQ模型的成本動因進行分析，構建基于ABC的EPQ改進模型，從而分析ABC對EPQ模型的影響，數值算例及比較也被提供來分析ABC應用效果。當然，在應用ABC分析時，成本動因的選擇是關鍵考慮因素，并且不同的企業(yè)設計ABC系統(tǒng)時在成本動因選擇上也可能不同，如果實際企業(yè)選擇的成本動因與本文分析不同，對應的ABC模型也可以采用本文相似的分析方法來構建與分析，同時論文只探討了ABC在EPQ模型中的應用，進一步研究可以探討ABC在整個物流系統(tǒng)成本控制中的應用。

參 考 文 獻：

［1］Darwish M A. EPQ models with varying setup cost［J］. International Journal of Production Economics, 2008, (113): 297-306.

［2］Billington P J. The classic economic production quantity model with set-up cost as a function of capital expenditure［J］. Decision Sciences, 1987, (18): 25-42.

［3］Kreng B W, Wu S Y. Implementing the optimal policy of set-up time reduction in an economic production quantity model［J］. International Journal of Systems Science, 2000, (31): 605-612.

［4］ Paknejad M, Nasri F, Affisco J F. Analysis of setup cost reduction in a two-stage system with power investment function［J］. ZOR/Mathematical Methods of Operations Research, 1996, (43): 389-401.

［5］Andijani A. Setup cost reduction in a multi-stage order quantity model［J］. Production Planning and Control, 1998, (9): 121-126.

［6］Wu S Y. Optimal policy for set-up time reduction in a multistage production-inventory system［J］. International Journal of Systems Science, 2002, 33(7): 551-556.

［7］Pohlen T L, La Londe B J. Implementing activity-based costing in logistics［J］. Journal of Business Logistics, 1994, 15(2): 1-23.

［8］Perrtila T, Hautaniemi P. Activity-based costing and distribution logistics management［J］. International Journal of Production Economics, 1995, (41): 327-333.

［9］Manunen O. An activity-based costing model for logistics operations of manufacturers and wholesalers［J］. International Journal of Logistics: Research and Applications, 2000, 3(1): 53-65.

［10］宋華.基于供應鏈流程的物流成本核算與管理［J］.中國人民大學學報,2005,(3):114-120.

［11］帥斌,孫朝苑.一類企業(yè)物流成本核算的M-A模型［J］.財經科學,2006,（5）:114-119.

［12］Johnson H T. Activity-based information: a blueprint for word-class management accounting［J］. Management Accounting, 1988, (69): 23-30.

［13］Porteus E. Investing in reduced setups in the EOQ model［J］. Management Science, 1985, (31): 998-1010.

第6篇：期末成績分析范文

【關鍵詞】 活躍期人工破膜；產程進展；分娩

為探討活躍期人工破膜對于產程進展和分娩的影響， 作者選取110例于本院分娩的產婦， 對照組自然破膜， 觀察組行活躍期人工破膜， 結果顯示觀察組產程更短且自然分娩率更高， 現報告如下。

1 資料與方法

1. 1 一般資料 選取2012年1月～2014年3月于本院分娩的110例產婦， 年齡22～39歲， 平均年齡（27.3±2.1）歲；孕周38～41周， 平均孕周（39.1±0.2）周；經婦產科檢查所有孕婦均為頭位、單胎， 排除前置胎盤、頭盆不稱、產道異常及臍帶先露等妊娠并發(fā)癥。將110例產婦隨機分為對照組53例， 觀察組57例， 兩組產婦年齡、孕周等差異無統(tǒng)計學意義（P>0.05）， 可對比。

1. 2 方法 對照組自然破膜， 不給予任何干預， 觀察組給予活躍期人工破膜：對臨產期孕婦外陰進行嚴格消毒， 戴上無菌手套， 待宮頸擴張3 cm時伸手指進宮頸管內， 對胎頭旁是否出現有搏動臍帶進行觸摸， 在兩次宮縮間將9號針頭送至陰道后破膜， 將羊膜囊刺破， 保持破口適度， 促使羊水緩慢流出， 胎膜與胎頭表面緊貼， 對胎膜利用齒鉗鉗夾并將之撕開， 傾聽胎心音， 在2次宮縮后胎頭下降、未發(fā)生臍帶脫垂時退出手指， 囑咐產婦將臀部放平， 利用胎心監(jiān)護儀對胎心音改變情況和產婦宮縮情況進行持續(xù)監(jiān)測。

1. 3 觀察指標 統(tǒng)計兩組產婦活躍期至娩出胎兒所用時間、分娩方式、羊水性狀， 其中羊水性狀評價標準為：正常：羊水清亮；Ⅰ度污染：羊水質薄且為淺綠色；Ⅱ度污染：羊水質較厚且為黃綠色或深綠色；Ⅲ度污染：質稠厚且為棕黃色。利用Apgar評分方法對新生兒是否出現窒息、窒息程度進行判斷， 評分為8～10分時為正常， 4～7分為輕度窒息， 0～3分為重度窒息。

1. 4 統(tǒng)計學方法 采用統(tǒng)計學軟件SPSS17.0分析研究數據。計量資料以均數±標準差（ x-±s）形式表示， 行t檢驗；計數資料采用χ2檢驗。P

2 結果

2. 1 兩組產婦活躍期至娩出胎兒所用時間、分娩方式分析 觀察組產婦活躍期至娩出胎兒所用時間顯著短于對照組（P

2. 2 兩組產婦羊水性狀分析 兩組產婦羊水污染情況分別為：對照組正常23例（43.4%）， Ⅰ度污染12例（22.6%）， Ⅱ度污染10例（18.9%）， Ⅲ度污染8例（15.1%）；觀察組正常42例（73.7%）， Ⅰ度污染8例（14.0%）， Ⅱ度污染6例（10.5%）， Ⅲ度污染1例（1.8%）；觀察組產婦羊水正常率顯著高于對照組（P

2. 3 兩組新生兒窒息情況分析 對照組新生兒正常9例（17.0%）， 輕度窒息39例（73.6%）， 重度窒息5例（9.4%）；觀察組新生兒正常30例（52.6%）， 輕度窒息27例（47.4%）， 重度窒息0例（0.0%）；觀察組新生兒正常率顯著高于對照組， 輕度窒息及重度窒息率顯著低于對照組（P

3 討論

近年來我國剖宮產率逐年升高[1]， 很多產婦之所以選擇剖宮產分娩方式， 主要是出于母嬰安全性考慮[2]。因此， 探討降低剖宮產率的有效措施， 保證產程順利進展， 為母嬰安全提供有力保證是醫(yī)學界需不斷研究的課題。

人工破膜多年前即已在臨床中得到有效應用， 該方法是通過對產婦宮縮加以影響而影響產程。正常情況下， 產婦在臨產時子宮收縮具有節(jié)律性對稱性與極性， 即子宮體部肌肉可形成有規(guī)則頻率與強度逐漸加大的收縮， 由子宮底部兩側向峽、向下以2 cm/s的速度移行并不斷擴張， 在15 min即可遍布整個子宮；在整個子宮中， 子宮宮底處收縮力最強， 其次為中段和下段， 在人工破膜時向上牽引已成熟子宮頸， 同時在羊水或先露部下降下可促使宮頸逐漸開大。雖然人工破膜在臨床中應用較多， 然而醫(yī)學研究人員對活躍期人工破膜的價值有不同觀點[3]， 部分學者認為活躍期人工破膜可導致羊膜囊對宮頸形成有害刺激， 不利于宮口開大， 也有產婦認為過早人工破膜可引發(fā)臍帶脫垂風險。同時有研究指出， 采用活躍期人工破膜可對產婦產力加以協(xié)調， 促使產程縮短， 對分娩的順利進行有積極意義。作者通過對行活躍期人工破膜的觀察組產婦與自然破膜的對照組產婦產程進展和分娩情況進行分析， 發(fā)現觀察組產婦活躍期至娩出胎兒所用時間顯著短于對照組， 自然分娩率顯著高于對照組， 產婦羊水正常率顯著高于對照組， 且觀察組新生兒輕度窒息及重度窒息率顯著低于對照組， 這一結果說明活躍期人工破膜可促進產程進展， 自然分娩率較高， 同時新生兒窒息風險相對較低， 這和喬莉[4]、孫岳琴[5]等人的研究結果一致。

綜上所述， 活躍期人工破膜可促使產程明顯縮短， 提高自然分娩率， 降低新生兒窒息風險， 值得在臨床中推廣。

參考文獻

[1] 譚光英. 低危初產婦足月分娩中人工破膜與自然破膜的臨床研究.現代預防醫(yī)學， 2011， 38（14）：2734.

[2] 付長華.縮宮素聯合人工破膜對產程及分娩結局的影響.中國婦幼保健， 2013， 28（31）：5247.

[3] 侯同秀.100例活躍早期人工破膜對分娩效果影響的觀察.中國婦幼保健， 2009， 24（1）：24.

[4] 喬莉.活躍期人工破膜對分娩結局的影響.中國實用護理雜志， 2011， 27（8）：58.

第7篇：期末成績分析范文

《建設工程量清單計價規(guī)范》（以下稱5計價規(guī)范6的實施，改變了我國長期以來建設工程計價！招投標！結算以政府頒布的工程預算定額作為主要依據的狀況，形成政府宏觀調控！業(yè)主自主報價！市場競爭形成價格！社會全面監(jiān)督的工程造價管理體系在這種新的計價規(guī)范下，對于國內還處于探索階段的虛擬建筑企業(yè)又提出了新的考驗對作為適應當今經濟全球化的發(fā)展及劇烈競爭的國際環(huán)境下的新型虛擬企業(yè)的工程管理！組織模式能否適應工程量清單計價這種新的工程計價！招投標！結算模式，有必要做出科學的分析和判斷。

1、我國傳統(tǒng)建筑企業(yè)在工程量清單計價模式下出現的問題

《計價規(guī)范》的推行普遍得到了市場主體各方的認可，但招投標！合同定價的過程和結果的實質改善遠遠沒有達到預想的結果，出現了不少的問題傳統(tǒng)的工程項目管理！組織模式是建立在分工與合作的基礎上的/金字塔0式組織。

由于我國現階段工程項目管理！組織模式的不合理，與國際環(huán)境的變化和現代信息通訊技術發(fā)展的不同步，《計價規(guī)范》的推行的實踐過程中招投標/三環(huán)節(jié)0嚴重脫節(jié)，出現了以下兩個主要問題：

1.1 在招標人方面出現的問題

從圖1可以看出，傳統(tǒng)的工程建設項目組織模式以施工總承包為主，設計和施工由不同的單位完成，按照招投標-設計-施工-竣工交付使用的程序進行這就造成了招標方由于設計！施工的完全脫節(jié)使得工程量清單編制水平不高，清單工程量與實際工程量不符，清單缺項；信息交流的短缺！傳遞的扭曲！失真使得業(yè)主缺乏施工管理經驗，不能深入了解工程實際，分析擬建工程的項目構成和各項影響因素，不能有效鑒別施工方案的優(yōu)劣！甄別投標企業(yè)是否存在串標現象！投標價格是否明顯偏離工程實際；項目參與各方在項目建設過程中的地位不平等，使得工程合同條件設置不合理！片面擴大承包人的風險。

1.2 在投標人方面出現的問題

從圖1可以看出在傳統(tǒng)的工程建設項目組織模式下，設計！施工間存在組織管理上的隔墻和信息交流上的屏障，這就容易造成投標方對工程量清單的研究分析不足，對清單項目的理解有誤施工！供貨之間組織管理上的隔墻和信息交流上的屏障使得投標方對市場價格信息把握不準確工程量清單報價的基礎是全面！準確，包含人工！材料！機械設備等方面的價格信息，但傳統(tǒng)的工程建設項目組織模式使得信息在施工和供貨單位間傳遞短缺！扭曲和延誤，施工方做出的報價也就失去競爭力

2、虛擬建筑企業(yè)在工程量清單模式下的發(fā)展研究

國內外對虛擬企業(yè)在建筑業(yè)的應用模式還處于探索階段，虛擬建筑企業(yè)這種新興的工程建設項目組織管理模式能否適應作為與國際慣例接軌！根本改變政府定價模式！規(guī)范招標投標行為，并進而治理整頓建筑市場經濟秩序的一項具體措施的工程量清單計價模式，需要作進一步的探討

2.1 虛擬建筑企業(yè)的本質

虛擬建筑企業(yè)作為虛擬企業(yè)在建筑業(yè)中的應用，其內涵可從三個方面理解：

1）設計和施工相結合即我們常說的項目總承包設計和施工是不可分割的有機整體，采用設計和施工結合的方式可以減少工程建設過程中的變更！拖延！爭議！索賠以及浪費，達到降低費用！縮短工期！提高工程質量和最終實現企業(yè)增值.

2）通過電子技術進行信息溝通在當今知識經濟社會，溝通與協(xié)調比起命令和控制顯得更為重要，信息技術和通訊技術的應用不但可以提高項目參與各方的信息溝通和協(xié)調，更重要的是推動項目參與各方朝著合作！項目利益第一的方向發(fā)展

3）組織關系模式的改變業(yè)主-設計-施工-供貨的縱向命令和控制關系轉變?yōu)闃I(yè)主方—項目管理方-設計方-供貨方的橫向協(xié)作關系。

2.2 虛擬建筑企業(yè)在工程量清單模式下的發(fā)展分析

虛擬建筑企業(yè)是一種適應當今知識經濟社會的工程項目管理信息系統(tǒng)，運用虛擬組織原理，基于網絡的信息共享，借助現代信息和通訊技術的強大支持，采用無層級！扁平化的組織管理方式。

2.2.1 全面了解工程狀況，降低建設風險

設計和施工的一體化有助于招標方！投標方深刻理解工程建設的具體內容，克服了傳統(tǒng)工程項目組織管理模式下招標方由于設計！施工的完全脫節(jié)，而造成工程量清單編制水平不高，清單工程量與實際工程量不符，清單缺項的缺點，也使得投標方能對工程量清單做出深刻研究分析，對清單項目理解透徹，極大降低了承包商對工程量清單可能帶來的報價風險和由此產生的結算風險。

2.2.2 應用通訊技術建立虛擬建筑企業(yè)的運行平臺

1）建立外部網絡平臺如圖3所示，通過EDI！Extranet實現企業(yè)間工程建設數據快速！準確的交流，有利于對投標競爭對手資料的積累和招標工程資料的調查做出科學的調查和分析，如對招標人的資料、工程所在地自然條件、當地市場情況、工程項目情況等；

2）建立內部網絡基礎平臺通過Intranet實現各部門信息的共享！交流，有利于企業(yè)收集積累人工！材料！機械消耗費資料，逐步形成企業(yè)自身的一套完整的報價資料；建立的知識網絡平臺，有助于彌補設計！施工！供貨單個企業(yè)知識的不足，提高虛擬建筑企業(yè)在投標過程中的整體競爭勢力；

3）建立物流網絡平臺實現了在整個工程建設過程中資源的高效的分配和傳遞，保證中標企業(yè)按時！高質量的完成建設；

4）建立契約網絡平臺維持各成員企業(yè)長期伙伴關系，節(jié)約企業(yè)運行成本虛擬建筑企業(yè)運行的四種網絡平臺，有利于企業(yè)投標報價資料的收集！整理！積累，并在此基礎上編制企業(yè)定額，建立工程價格信息網絡，及時提供人工！材料！設備價格以及建筑市場技術裝備！管理水平！專業(yè)承包動態(tài)等各方面的信息，建立起定額和價格的動態(tài)管理。

2.2.3 虛擬建筑企業(yè)建立各成員方的橫向協(xié)作關系系統(tǒng)的層次性

虛擬建筑企業(yè)建立了業(yè)主方！項目管理方！設計方！供貨方的橫向協(xié)作關系系統(tǒng)的層次，這種組織形式的優(yōu)點在工程量清單計價模式下得到充分體現從圖中可以看出，虛擬建筑企業(yè)力圖拆除內部部門！外部組織之間的有形障礙和界限，可以使人！資源！團隊等有形單元和無形知識在虛擬組織中自由流動虛擬建筑企業(yè)類生命系統(tǒng)的層次性，使得系統(tǒng)內各層級單元具有自我調節(jié)的功能，在招投標過程中就可以簡化很多程序，節(jié)省大量人工和時間，大大節(jié)約了市場運作成本；同時人為因素減少，評定標中的人情！關系！權利都無法發(fā)揮作用，腐敗沒有滋生的土壤。

3、結 語

1）通過對傳統(tǒng)建筑企業(yè)在工程量清單計價模式下出現的問題分析，可知我國現階段工程項目管理-組織模式的不合理和與國際環(huán)境的變化和現代信息通訊技術發(fā)展不同步。

2）虛擬建筑企業(yè)這種新興的工程建設項目組織管理模式，以其本質的優(yōu)點在工程量清單計價模式下充分展現出來。

3）虛擬建筑企業(yè)克服了傳統(tǒng)建筑企業(yè)在工程量清單招標投標過程中暴露出的問題，完全適合新型工程量清單計價模式，可較好地實現建筑企業(yè)與國際接軌，規(guī)范招標投標行為，并進一步實現建筑市場的有序和透明。

參考文獻

1 林宗昭，工程量清單計價與招投標制度的改革。建筑經濟，2004 （7）

2 LarsLine.VirtualEngineeringTeams：StrategyandImplementa2tion.Itcon，1997，2

3 陳 劍。虛擬企業(yè)構件與管理。北京：清華大學出版社，2002

第8篇：期末成績分析范文

關鍵詞：邊坡 彈性模量 位移反分析

水壩、基坑、邊坡等的位移反分析研究至到近年才開始受到關注和重視［1，2］. 這些地表工程存在如下特點：

(1)工程規(guī)模一般較大，涉及的介質較多；

(2)初始地應力場受地形、介質等的影響較大；

(3)施工周期長，時效因素較為顯著；

(4)監(jiān)測與施工很難同步進行.

由于這些因素的影響，地表工程需要建立自己的反分析模型，不能借用地下工程的位移反分析方法. 本文所建立的模型，首先考慮了多種介質彈性模量位移反演，其次揚棄了一步開挖假定，反分析的基礎位移資料可以是階段開挖位移增量. 為了減輕反演工作難度，本文所建立的模型假定初始地應力場已知，每種介質屬于均勻各向同性線彈性體.文中建議的優(yōu)化算法的基礎是遞歸技術和單變量優(yōu)化算法，單變量的易操縱性基本上可以保證反演結果與初值無關.三峽船閘高邊坡位移反分析結果表明，上述模型和算法是合理的.

1 反分析模型和優(yōu)化算法

1.1 模型 設n為構成坡體的介質數量，Ei(i=1\:n.)為待求的各介質彈模.反分析的目標函數取計算位移矢量u與實測位移矢量的點積的最小值，即

式中f，u均為Ei的函數.

約束方程為有限元方程

=Fexcav，

(2)

及

Ei>0， (i=1，...，n.)

(3)

式中Eik′i為介質i貢獻的剛度矩陣分量；Fexcav為開挖力

N，B分別為插值形函數矩陣和應變位移矩陣；b為體積力矢量；Ωexcav為開挖區(qū)；若為階段開挖位移增量，則σ0是上一步開挖后坡體的應力，若為位移全量，則σ0是初始地應力.

對于多介質線彈性問題，σ0一般是Ei(i=1，...，n)的函數.但是可以證明［3］，當Ei之間的相對大小不變時，σ0與Ei的絕對大小無關，相應地Fexcav為常量.這一特性可以用來減少一個優(yōu)化變量.將式(2)改寫為

令u0為Ei取某一組值Ei0時的計算位移，將u0乘以同一比例因子λ，并代入式(1)得

由此可求出Ei0維持現有比例關系時，使f取極小值的Ei

對于單變量優(yōu)化問題，利用式(7)只需要一次試算即可求出彈模值；對于二變量優(yōu)化問題只需要迭代求解E1與E2的比值，即減少了一個優(yōu)化變量.多變量問題類推.

令βi=Ei/E1(i=2，...，n)，式(1)至式(3)的優(yōu)化模型可進一步改寫成

βi求出后，各介質彈模計算如下

1.2 優(yōu)化算法 多介質位移反分析的目標函數一般存在多個極小值，使用單純形法，Powell\%法等優(yōu)化算法求解，計算結果一般與初值有關.本文建議利用遞歸技術將多變量優(yōu)化問題轉換為一系列的單變量優(yōu)化問題.這種轉換增加了計算工作量，但是每次迭代只需操縱一個變量，可以控制反演結果與初值無關.

用i-1表示βi-1.取某一結定值，G(βi)表示β2，β3，...，βi-1取給定值時，函數f(2，3...i-1，βi，...，βn)的最小值，

G(βi)=minf(2，3...i-1，βi...βn)，

(13)

目標函數式(9)可寫成

式(14)形式上變成了單一變量β2的優(yōu)化問題.G(β2)的優(yōu)化過程需要調用G(β3)，相應地G(β3)的優(yōu)化過程需要調用G(β4)，依次類推，多變量優(yōu)化問題被轉換為一系列的單變量優(yōu)化問題.算法的具體實施過程參閱文獻［3］.

2 工程應用

三峽永久船閘高邊坡的巖性較為單一，坡體主要由閃云斜長花崗巖構成，反分析工作根據其風化程度的差異劃分為3種介質：強風化花崗巖、弱風化花崗巖和微風化花崗巖.圖1為船閘的某代表性剖面.根據施工和監(jiān)測情況，開挖過程從計算角度劃分為3個階段，反分析依據的位移資料為第二階段開挖引起的水平方向位

移增量.ZK1為鉆孔傾斜儀位移觀測孔，穿越3種介質，因此觀測位移值具有代表性.為了求出合理的反分析結果，觀測位移曲線進行了如下兩個方面的修正，其一是曲線擬合；其二是將鉆孔ZK1的相對位移曲線，借助孔口監(jiān)測點P2的絕對位移監(jiān)測值轉換為絕對位移曲線.位移曲線選用三次多項式擬合，考慮到強風化層部分位移曲線呈現出較強的時間效應，擬合僅針對弱風化層和微風化層部分位移曲線進行(即局部擬合)，強風化層部分擬合曲線為外推結果.

圖2為反分析計算網格，797個節(jié)點，748個單元.初始地應力場使用在右測邊界上施加水平應力的方法計算.根據文獻［4］的地應力實測資料回歸結果，水平地應力呈梯形分布，P上=-4.398MPa，P下=-8.661MPa.彈性模量反分析結果如下：微風化花崗巖24865MPa，弱風化花崗巖5496MPa，強風化花崗巖434MPa.

圖3比較了計算位移曲線、實測位移曲線和擬合位移曲線.除強風化層外，計算位移曲線十分逼近實測位移曲線，計算位移曲線對擬合位移曲線的逼近效果更好.參看圖1，P1點是另一地表監(jiān)測點，該點在第二步開挖期間的實測水平位移增量為6.39mm，反分析的計算位移增量為5.23mm.考慮P1點位于強風化層上，時效因素較為顯著，上述反分析結果是合理的.為了進一步驗證反分析結果，表1列出了各種位移曲線擬合方式的彈模反分析值，以及根據試驗結果所取的彈模值［5］.曲線擬合方式對彈模反分析結果影響較小，反分析彈模值均小于試驗取值.

表1 曲線擬合方式對彈模反分析值的影響

介質 局部曲線擬合反演彈模/MPa 整體曲線擬合反演彈模/MPa 試驗取值 一次多項式 二次多項式 三次多項式 一次多項式 二次多項式 三次多項式 微風化花崗巖 24313 24185 24865 22923 23054 22831 35000 弱風化花崗巖 5775 5904 5496 5243 6042 6051 10000 強風化花崗巖 424 422 434 400 402 398 500 3 結束語

本文建立的邊坡彈性模量位移反分析模型及提出的實用優(yōu)化算法，通過三峽船閘高邊坡位移反分析實例驗證了其工程實用性. 本文建立的反分析優(yōu)化算法的計算工作量為(t為單變量優(yōu)化計算時間，n為優(yōu)化變量數)，因此不適用于變量數較多的優(yōu)化問題.

致謝 本文的位移監(jiān)測數據由長江科學院監(jiān)測所提供，在此對李迪主任，劉祥生、朱紅五副所長，馬水三、廖勇龍工程師表示感謝.

參考文獻

1 楊志法，熊順成，王存玉，劉 英. 關于位移反分析的某些考慮.巖石力學與工程學報，1995，14(1).

2 劉維倩，黃光遠，穆永科，孟昭波，王中偉. 巖土工程中的位移反分析法.計算結構力學及其應用，1995，12(1).

3 鄧建輝，豐定祥，葛修潤，谷先榮. 多介質邊坡彈性模量位移反分析模型與優(yōu)化算法.巖土工程學報，1997，19(3).

4 龔壁新，鐘作武，羅超文，劉元坤. 三峽工程船閘區(qū)地應力測量和地應力場初步分析.長江科學院院報，1995.12(2).

5 丁秀麗，徐 平，夏熙倫. 三峽船閘高邊坡巖體開挖卸荷變形及流變分析.長江科學院院報告，1995.12(4).

Back analysis of elastic moduli according to the

displacementmeasurements in cut slopes

Abstract A model and a practical optimization method are suggested in this paper for the back analysis of elastic moduli

第9篇：期末成績分析范文

【關鍵詞】FDM成型技術；CAD建模；成型誤差

FDM of Rapid Prototyping on CAD Modeling and Error Analysis

WU Xiao-yan WANG Li-cheng

（Nanjing Polytechnic Institute， Nanjing Jiangsu 210048， China）

【Abstract】The method of FDM of rapid prototyping technology in combination with CAD is introduced through the example of car body. Meanwhile， the error factors of forming parts accuracy in FDM process are analyzed. It is proved that FDM is the key technology of speeding up products development cycle and improving enterprises competition ability.

【Key words】FDM； CAD modeling； Forming error

眾所周知，新產品的開發(fā)過程中對于所設計的零部件，在投入大量資金進行加工或裝配之前，一般需要先期加工一個簡單的樣品或原型，以便對產品設計進行評價、修改和功能驗證。而一件原型的生產極其費事，僅模具的制作就需要花費大量的時間和資金。隨著當前制造業(yè)市場環(huán)境的變化，消費者的需求越來越多元化、個性化，產品的更新換代周期必然會越來越短，消費市場的需求促使制造廠商不得不加快產品的研發(fā)周期，快速將多樣化的產品推向市場以搶占先機，求得生存發(fā)展的空間。因此，產品的快速開發(fā)是制造企業(yè)贏得21世紀國際市場競爭的關鍵，而快速成型技術能夠迅速將設計思想轉化為產品，其對制造業(yè)的影響可與數控技術（CNC）相媲美。

1 快速成型技術的原理

快速成型技術（Rapid Prototyping，簡稱RP）是上世紀80年代末發(fā)展起來的一種基于材料累加成型原理的新型制造工藝，它是集多種先進科技于一體的現代制造技術。與傳統(tǒng)機械制造中“去除”材料的加工方法不同，RP技術將復雜的三維制造分解為簡單的二維加工的疊加，是一個從離散到堆積的過程，其工藝流程如圖1所示。利用零件的三維CAD模型，通過軟件將其按一定厚度離散成一系列二維層面，再結合加工參數驅動成型機按順序將材料一層一層堆積形成實體原型，原型經過打磨等處理后即成零件。由于RP技術可以在不用模具和工具的條件下生成幾乎任意復雜的零部件，極大地提高了生產效率和制造柔性，故目前廣泛應用于汽車制造、航空航天、船舶工程、動力機械、家電制造、電動工具、醫(yī)療修復、建筑工程、工藝品制作以及兒童玩具等領域，并且隨著這一技術的不斷發(fā)展和完善，其應用范圍還將不斷拓廣[1]。

圖1 快速成型技術原理

2 FDM技術與CAD軟件的結合

熔融堆積成型（Fused Deposition Modeling，簡稱FDM）是快速成型技術中占主導地位的工藝方法之一。FDM技術是基于原型的三維CAD模型的，因此確定CAD模型是至關重要的一步。一般采用以下兩種方法來獲取原型的三維CAD模型：一是通過反求工程求得。反求工程對于難以用CAD設計的零件模型以及藝術模型和活性組織的數據提取是非常有利的工具，而快速成型又不受模型幾何形狀的限制，可以快速地將測量數據復原成實體模型，反求工程與RP技術的結合實現了零件的快速三維拷貝[2]。二是直接利用CAD設計軟件進行設計。在計算機上用計算機輔助設計方法將已有產品的二維三視圖轉換成三維模型，或者根據產品的要求直接設計三維模型，顯然是一種較為便捷理想的方法。目前，常用的計算機輔助設計軟件有SolidWorks、Unigraphics、Pro/Engineer、AutoCAD等，這些軟件均有較強的實體造型和曲面造型功能。下面以玩具汽車車身模型的快速成型來說明FDM技術與CAD軟件相結合的運用方法。

（1）車身CAD建模

本文中直接利用UG 8.0軟件設計玩具汽車車身CAD三維模型，如圖2所示，主要用到了N邊曲面、偏執(zhí)曲面、有界平面、拉伸、鏡像特征、螺紋孔等功能命令。

（2）成型機的選用

根據車身CAD模型的大小及其精度要求選擇合適的快速成型機，以滿足其成型速度和精度的要求，本文中選用Stratasys公司的Dimension BST 1200es系列3D打印機，其基本參數如表1所示。

（3）CAD模型處理

由CAD造型軟件生成汽車車身的三維CAD實體模型或曲面模型，然后將CAD模型轉化為STL文件格式，即對實體模型或曲面模型進行切片處理，將三維模型近似成多個小三角形平面的組合。精度要求越高，曲面越不規(guī)則，所需要的三角形面片的數目就越多，STL文件就越大?；蛘邔AD三維模型直接進行分層處理，得到精確的截面輪廓。分層切片模型在系統(tǒng)中起到承上啟下的作用，它的準確性直接影響成型零件的規(guī)模、精度和效率。