计量经济学分析范文
时间：2023-12-28 17:51:04
导语：如何才能写好一篇计量经济学分析，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。
篇1
关键词：贝叶斯计量；先验分布；后验分布；伸缩性
Zellner的《An Introduction to Bayesian Analysis in Econometrics》一书的出版标志着贝叶斯计量经济学的真正诞生。该书较为全面地阐述了贝叶斯计量经济学的大多数专题，其中包括回归模型中的大多数问题、联立方程模型和时间序列模型等的贝叶斯计量方法。
此后，研究贝叶斯计量经济学的文献开始大量出现。当代许多杰出的计量经济学家如Geweke,Litterman ,Dempster, Sims, Maddala ,Chib等都应用贝叶斯计量经济学解决经济问题。Qin（1996）对贝叶斯计量经济学理论发展进行了回顾。Poirier（2006）对国外1970―2000年间几种重要的期刊在经济和计量经济学文章中使用的贝叶斯方法数量发展速度进行了回顾。国内研究贝叶斯理论的人员很多，但是研究贝叶斯计量经济学的文献并不是很多，只有朱慧明、韩玉启（2006）研究了贝叶斯计量经济学的几个重要专题，并深入地进行了讨论。虽然贝叶斯计量经济学作为一种科学的数据分析的方法早已经存在，但贝叶斯计量经济学分析应遵循的基本框架是什么？本文就此分八个部分进行阐述，并对其发展和应用前景进行展望。
一、贝叶斯学派与经典学派之间的差异及其分析的优点
统计学发展过程中产生了两个主要学派：经典学派与贝叶斯学派。经典学派又叫频率学派，其发展已有几百年的历史。而贝叶斯学派的发展历史不过0多年，在贝叶斯学者的努力下，打破了经典统计一统江山的局面，两个统计学派共同发展起来，而且不同的派别各自有大量的追随者（茆诗松，1999）。
贝叶斯学派与经典学派之间的差异是明显的。首先，两个学派的核心差别是对于概率的不同定义。经典学派认为概率可以用频率来进行解释，估计和假设检验可以通过重复抽样来加以实现。而贝叶斯学派认为概率是一种信念。结合这种信念加以假设检验（先验机会比），当数据出现以后就产生后验机会比。这种方法结合了先验和样本信息辅助假设检验。其次，两者使用的信息不同。经典学派使用了总体信息和样本信息，总体信息即总体分布或总体所属分布族的信息，样本信息即抽取样本(数据)提供给我们的信息。而贝叶斯学派除利用上述两种信息外，还利用了一种先验信息，即总体分布中未知参数的分布信息。两者在使用样本信息上也有差异，经典统计对某个参数的估计说是无偏的，其实是利用了所有可能的样本信息，贝叶斯学派只关心出现了的样本信息。而且贝叶斯学派将未知参数看作是一个随机变量，用分布来刻划，即抽样之前就有有关参数问题的一些信息，先验信息主要来自经验和历史资料。而经典统计把样本看成是来自具有一定概率分布的总体，所研究的对象是总体，而不局限于数据本身，将未知参数看作常量。
贝叶斯方法的优点很多。例如：与频率方法比较贝叶斯方法充分利用了样本信息和参数的先验信息，在进行参数估计时，通常贝叶斯估计量具有更小的方差或平方误差，能够得到更精确的预测结果；贝叶斯PD（最大后验）置信区间比不考虑参数先验信息的频率置信区间短；贝叶斯方法能对假设检验或估计问题所做出的判断结果进行量化评价，而不是频率统计理论中的接受、拒绝的简单判断；在基于无失效数据的分析工作，贝叶斯统计有着更大的优点（韩明，200）。
二、贝叶斯定理的表述
贝叶斯方法的一个关键元素是贝叶斯定理，通常又叫反概率原理。当先验分布和后验分布都是连续形式时：用θ表示我们关心的参数向量或矩阵，用y表示来自联合密度函数f(y∶θ)的样本观测值向量或矩阵，联合密度函数又可以写成f(y｜θ)，函数f(y｜θ)在代数上等同于θ的似然函数，它包含了关于θ的所有样本信息，在贝叶斯理论中由于θ是随机变量，f(y｜θ)是给定θ的条件下y的条件密度函数，而且有h(θ,y)=f(y｜θ)π(θ)=π(θ｜y)f(y)。其中h是θ和y的联合密度函数，π是θ的先验密度函数，它包含了关于θ的非样本信息，通常将上式重新排列得到结果π(θ｜y)=f(y｜θ)π(θ)f(y)。由于f(y)是与θ无关的一个常数，上式可写成：π(θ｜y)∝f(θ｜y)π(θ)，其中∝表示“与……成比例”，若用文字表述就是：后验密度∝似然函数×先验密度。这就是贝叶斯定理的连续形式，它把先验信息、样本信息和总体信息融为一体。
贝叶斯后验均值估计的最基本特性是伸缩性(shrinkage)。当似然函数的精度h0较大时，后验均值主要受样本均值支配；相反，当先验精度h1较大时，后验均值主要受先验均值支配。这就是为什么贝叶斯估计通常取先验精度较低的原因（方差给得较大），也可以看出贝叶斯估计在调整先验精度下可以达到经典估计的效果，从某种意义上说经典估计是贝叶斯估计的特殊形式。通过两种精度的调整达到对后验均值的估计叫做伸缩性估计特性，所有贝叶斯估计的均值都具有伸缩性估计这个特性。
三、先验分布理论的研究
从上面已经看出，似然原理在贝叶斯学派和经典学派都有应用，而区别在于解释不同。除了似然原理外，贝叶斯定理得到后验分布的另外一个元素就是参数θ的先验分布。先验分布是后继贝叶斯推断的基础和出发点，是贝叶斯学派研究的重点问题之一，也是贝叶斯理论有争议最多的部分。先验分布大体可以分为扩散先验（diffuse prior）分布和共轭先验(conjugateprior)分布两大类。此处的扩散先验即一般文献中的无信息先验分布（noninformative prior）。当然无信息先验分布并非一无所知，实际包含许多信息，至少知道该参数是位置参数还是尺度参数。共轭先验分布是指这个先验分布与似然函数相乘后，得到的分布与先验分布函数形式一样，即属同一个分布族。这种先验的好处是，当一个新的样本被观察后，关于参数θ的后验分布有同样的解析形式，只需带入超参数和样本值，就可以计算出后验的均值和方差。
参数的先验分布的选取方法之一是贝叶斯假设，即假设参数的先验分布在取值范围内是均匀分布的：若将θ的取值范围记为，并略去密度取值为0的部分，则参数θ先验分布密度函数为：π(θ)∝a constant时，这时先验叫improper prior 或叫flatprior 。因为这个分布积分不为1（概率公理不满足）。
通常，贝叶斯假设在参数变换下并不满足不变性的要求，即变换后的分布不再服从均匀分布。如果参数θ选取均匀分布作为其先验分布，根据贝叶斯假设，θ的函数π(θ)也应选取均匀分布作为其先验分布，然而由θ服从均匀分布这一前提，往往导不出π(θ)也服从均匀分布。例如正态总体标准差为σ，它的参数空间是(0,∞)，为能变换，我们选取贝叶斯假设σ～U(0,1)，即f(σ)=1，0＜σ＜1，其它情况密度为0，取它的一个变换η=σ2，这是一一变换，根据随机变量函数的变换，g(η)=f(σ)×1/2σ=1/2σ，可以看出η的密度已不是均匀分布了，而是与随机变量σ有关了。
针对贝叶斯假设在变换下并不满足不变性，effreys（1961）建议对于参数在有限范围内或-∞到+∞范围内取任意值，它的先验分布应取成均匀分布，若它的可能取值范围是从0到∞之间，则它取对数后的先验分布应是均匀分布。所以位置参数的先验应与一个常数成比例，尺度参数应与自己的逆成正比，例如来自正态分布N(μ,σ2)的样本的扩散先验应为π(μ,σ)∝1/σ。effreys（1961）根据不变性的要求，又提出了一种基于Fisher信息阵的多参数模型扩散先验分布选择方法。若令L(θ)为似然函数，effreys认为参数先验分布应与Fisher信息阵的行列式的平方根成比例：π(θ)∝［detI(θ)］1/2，其中I(θ)=E-2logLθθ，ellner(1971)详细研究了effreys先验分布能够满足的各种不变性要求。所以在贝叶斯计量经济学中讨论位置参数θ的扩散先验应为π(θ)∝1,θ∈，尺度参数的扩散先验分布为π(θ)∝1/θ,θ＞0；对于正态分布N(μ0，σ2),μ0已知，σ＞0未知，此时标准差σ是尺度参数，那么标准差σ的扩散先验分布应为：π(σ)∝1/σ,σ＞0。对于正态分布N(μ,σ20),σ20已知，此时μ是位置参数，那么其扩散先验分布应为π(μ)∝1,μ∈R。位置――尺度参数的联合扩散先验分布形式
四、贝叶斯点估计
参数的后验密度概括了参数的所有信息。因此，一旦得到参数的后验密度，就可以对参数进行研究。在确定参数的具体值（点估计）时，就要依据某个准则来决定哪一个值最佳。若最佳估计值的选取依赖于用来估计真参数θ时所造成的损失。一般来说，当估计值离参数真值θ越远，损失就越大。描述点估计与真参数θ间的函数L(θ,)称为损失函数。常用的损失函数是二次损失函数L2=c(-θ)2和线形损失函数L1=c｜-θ｜，其中c是一个正的常数。要获得点估计值，需要考虑某种损失函数形式使损失最小，要使所有类的损失函数都能达到最小的，只有=θ；然而，真实参数θ是未知的，这种方法明显不行。为了克服这一困难，在θ的所有可能值上加权平均（或期望）损失最小，权数为后验密度函数π(θ｜y)，因而，一个贝叶斯点估计值就是使期望后验损失最小的值。这里，期望后验损失由下式给出Eθ｜y［L(θ,)］=∫L(θ,)π(θ｜y)dθ，对于二次损失函数L2，后验分布的均值就是使上式达到最小的点估计值，因为Eθ｜y［L2(θ,)］=∫c(-θ)2π(θ｜y)dθ，为使上式达最小的值，对上式求导得dd{Eθ｜y［L2(θ,］}=∫2c(-θ)π(θ｜y)dθ，令上式为零便得的最小值，∫π(θ｜y)dθ=∫θπ(θ｜y)dθ。 由密度函数的性质知上式左边积分号的内容等于1，因此二次损失函数下的θ的点估计值就是后验密度的均值（期望）：=E［θ｜y］=∫θπ(θ｜y)dθ 。在贝叶斯计量经济学中，只要对后验分布求期望就能得到参数的点估计值。
五、贝叶斯区间
我们在经典统计下讨论置信区间和参数时，都是说这个区间覆盖参数的可能性，而不说这个参数在这个区间内，因为这里随机变化的是区间而不是参数。当说一个参数有90%的把握落在某个区间内，这种说法经典统计是不容许的，因为经典统计认为参数是固定的；只能说90%的机会覆盖这个参数；而贝叶斯学派可以说某个参数落入某个区间的概率。这是因为贝叶斯学派认为参数是个随机变量，有一个概率分布。而只有在得到贝叶斯后验分布时，才用区间覆盖某个参数这种说法。为了与经典学派相区分，贝叶斯学派用可信区间而不是置信区间，可信区间来自后验分布。
所以当θ的后验分布π(θ｜y)获得以后，立即可以计算出θ落入某个区间［a,b］内的后验概率。p(a＜θ＜b)=∫baπ(θ｜y)=1-α，满足这个式子的a,b不唯一（单峰型的密度函数中是唯一的），因此需要依据某些准则来选择这个区间。一种可能是，要求所选区间内的每点的后验密度函数值都大于区间以外点的密度函数值。具有这种性质的区间叫做最大后验密度（PD）。反之，若给定1-α的概率，要找一个区间［a,b］，使上式成立，这样求的区间就是θ的贝叶斯可信区间。
六、贝叶斯假设检验
抽样理论中的假设检验是通过设置两个假设0和1，和一个适当的统计量，根据此统计量的值是否落入临界区域内决定每个假设被接受还是拒绝。贝叶斯假设检验是根据零假设0下的设定值是否以预先指定的概率落入PD区间，来决定接受或是拒绝零假设。常用的贝叶斯假设检验是利用后验机会比（posterior odds）。这种方法通过计算每种假设下的后验概率P(0｜y)和P(1｜y)得到后验机会比01，01=P(0｜y)P(1|y) 。这一比率给出了0相对于1的优势。利用后验机会比进行假设检验，与其说是假设检验还不如说是“比较”。从上面可以看出，贝叶斯假设检验不要求接受或是拒绝某个假设，因为后验机会比就足以说明问题。后验机会比01大于1表明支持原假设，后验机会比小于1表明接受1，后验机会比01约等于1时须重新搜索信息，不宜做出判别，这种后验机会比01也适合多重假设检验，这是经典统计办不到的。
七、贝叶斯预测
许多情况下，给定样本信息y后，我们希望对其它还未观测到的未来值y进行预测。在贝叶斯方法中，给定样本信息后能够求得还未观察值的分布，我们称之为预测分布。令y为还未观察到的向量，y和参数向量θ在
们就可以对未来参数进行点预测和区间预测了。
八、贝叶斯计算方法
尽管贝叶斯推断模式简单，并且概率形式优美。然而，在贝叶斯分析中，一般只知道后验分布密度函数的核，而难以获得具体的边缘密度函数和条件密度函数，也很难找到累积分布函数的数值分位点，计算边缘后验分布密度函数和条件密度函数的困难是阻碍贝叶斯方法应用广泛的最大障碍。对于贝叶斯后验分布的高维问题，通常的格点搜索方法和拉普拉斯算法都不是很有效。而蒙特卡洛方法对这类问题较为强劲，且一直受到计量经济学家的关注(朱慧明、韩玉启,2006)。然而，这些方法的实现，需要依靠复杂数值的解析近似技术及相应的软件支撑。
目前，在贝叶斯分析中应用最为广泛的是MCMC方法，而MCMC方法主要有两种：Gibbs抽样方法和Metroplis-astings方法。能够支持这种运算的软件和应用程序已经有很多被开发出来，例如WinBUGS通常专门用来实现MCMC，还有一些在软件中加入贝叶斯模块，例如 RAS、S-Plus 和Matlab等。尽管MCMC方法应用广泛，但很难判断何时马尔科夫链已经渐近收敛于平稳分布，所以对MCMC方法收敛性的研究一直是个重要课题。从某种意义上说，贝叶斯研究带动了计算技术的发展。
通常一个完整的贝叶斯计量经济学问题的分析结构都应包括上述八个步骤的讨论，当然具体问题还要具体对待。展望未来贝叶斯计量经济学仍然是一个值得大量研究的领域，例如，面板数据分析中的随机系数模型和时变参数模型，若是给定先验分布就是一个贝叶斯问题；单位根检验也是贝叶斯方法大有用武之地的领域,很多计量经济学家都对其进行了研究，并且提出了不同的观点，得出了宏观经济数据的不同单位根检验的结果；缺失数据的分析天然地与贝叶斯方法结合比较紧密，它本身就是对未知值的一种信念。越来越多的文献目前关注着贝叶斯方法的发展和贝叶斯方法在计量经济学文献中的应用。
参考文献：
阿诺德・泽尔纳. 200. 计量经济学贝叶斯推断引论［M］. 上海：上海财经大学出版社.
韩明. 200. 基于无失效数据的可靠性参数估计［M］. 北京：中国统计出版社.
茆诗松. 1999. 贝叶斯统计［M］. 北京：中国统计出版社.
朱慧明,韩玉启. 2006. 贝叶斯多元统计推断理论［M］.北京：科学出版社.
UDGE G G.1980. he theory and practice of econometrics［M］. New York :Wiley.
POIRIER D . 2006. he growth of bayesian methods in statisticsand economics since 1970［］ . Bayesian Analysis，1(4):969-980.
PRESS S . 1989. Bayesian statistics: principles, models, and applications［M］. New York. ohn Wiley and Sons, Inc.
QIN D. 1996. Bayesian econometrics:the first twenty years［］. Econometric heory.
ELLNER A. 1997. Bayesian analysis in econometrics and statistics :the ellner′s view and papers［M］. ［S.L］：Edward Elgar.
ELLNER A. 2004. Statistics, econometrics, and forecasting［M］. ［S.L］：Cambridge University Press.
he Framework of Contemporary Bayesian
Econometrics Analysis and Its Outlook
LI Xiaosheng1，2 XIA Yuhua1
(1.Xiamen University, Xiamen 36100; 2.Anhui University. of Finance and Economics, Bengbu 233041)
Abstract:Along with the development of Bayesian theory and the advancement of computer simulation, Bayesian econometrics develops rapidly.his paper compares the classical and Bayesian school of thought, and briefly reviews Bayesian econometrics develpoment courses. In the end, it analyzes its framework from eight aspects and its outlook.
篇2
关键词：农村居民收入；影响因素；实证分析；保障民生
1 引言
自改革开放以来，我国经济快速发展，人民生活水平不断提高，但是农村的经济发展和农民生活水平的提高存在着很大的问题，农民增收较慢造成了城乡居民收入差距过大，导致了城乡发展不平衡，这是制约我国社会发展的一个重大问题。农民增收是“三农问题”的核心之一，只有切实保障农民的收入，农民的生活水平才会有所提高，农业才能有所发展。山东省作为一个农业大省同时又是经济大省，农村人口约占总人口的60%，农业产值占地区总产值的比重较高，农业的发展对地区经济的发展有着重大的影响，而农民是发展农业的基础，农民的收入关系着地区农业的发展，关系着新农村的建设，分析农村居民收入的影响因素有利于我们做出正确的政策建议，帮助农民增收，减少城乡差异，促进社会的稳定发展。本文通过山东省历年支农支出、农业总产值、农业生产资料价格指数等因素的变化情况对1990至2006年的农村居民总收入进行分析，找出影响收入的主要因素，提出政策建议。
2 文献综述
根据选题，我进行了相关文献的阅读。利用中国学术文献网络出版总库搜索引擎，搜索到很多相关文章，现将与本文方向接近的文献总结如下。
涂建邦在《基于多元线性回归模型的农村居民收入增长分析――以安徽省为例》一文中，通过对安徽省农村居民的人均工资收入、人均转移性和财产性收入、农林牧副渔人均产值等变量分析，得出的结论为，工资性收入对农民增收有着很大的影响，应积极引导农村剩余劳动力进城务工，扩大农民收入方式，并且应加大财政扶持力度，保证农民增收。
张海燕在《基于多元线性回归模型的四川农村居民收入增长分析》一文中，通过变量的分析，发现农村居民的收入主要还是依靠农产品的交易，认为政府应该稳定农产品价格，确保农村居民最基本的收入，大力发展非农业，拓宽农民增收方式，并且通过财政补贴的手段，完善惠农政策，构建民生工程。
李翠芝在《农村居民收入影响因素的分析与探讨》一文中，对农村居民的文化程度、家庭人口数量、机械化程度等变量进行分析，更加全面地分析了影响农村居民收入的因素，除了要防止“谷贱伤农”这个问题之外，文章中认为，农村居民的收入与农地经营收入、农业现代化以及农民文化程度有着密切联系，国家应该从各个方面来促进农民增收，增收不仅仅是增加收入，更应该提升农村居民的生活质量。
邓逸、陈蓉、华娇在《我国农村居民收入增长的特征及原因分析》一文中，分析了农村居民增收的障碍，主要有农民工工资增长机制仍不完善、农业增收缓慢制约家庭经营收入增长土地政策、金融市场发展落后制约财产性收入增长等，在增收措施中，文章还提到，应拓宽金融投资渠道、完善社保制度等，这对实际政策的实施有着较强的借鉴意义。
本文在文献的基础上，对支农支出、农产品生产资料价格、商品零售价格、农村就业人数等变量进行分析，完善影响收入的因素，旨在提供更为全面的政策建议。
3 模型设定
3.1 变量的选取
3.1.1 被解释变量 我选取了山东省农村居民人均每年总收入当做被解释变量，原始数据由山东省统计年鉴获取。
3.1.2 解释变量 通过阅读文献跟有关资料发现农村居民收入与财政支出、零售产品价格、农产品生产资料价格、农业总产值等因素有关，我通过总结与筛选，选取了山东省支援农业支出、农业总产值、农产品生产资料价格指数、商品零售价格指数、乡村就业人数共五个变量作为解释变量。
X1：支援农业支出
支援农业支出是指财政预算直接安排用于直接发展农业的支出。考虑到政府对农业的支出会对农村居民收入产生重大的影响，支援农业支出越多，农民生活水平越高，于是选取支援农业支出作为一个解释变量。
X2：农业总产值
农业总产值体现了农业的发展状况，可以反应农村居民的生产情况，进而对收入产生影响，于是选取其作为解释变量。
X3：农业生产资料价格指数
该指数反映了一定时期内农业生产资料价格变动趋势和程度的相对数。根据农业生产资料价格指数的变化，我们可以分析农民从事生产活动的成本，并且认为该指数会对农民收入产生影响。
X4：商品零售价格指数
商品零售价格指数的变化反映了物价的变化，鉴于现在农村居民并不是以单纯的农业生产作为职业，故商品零售价格指数对其经营成本也有所影响，进而影响农村居民收入。在这里，我们偏重商品零售价格指数对农村居民经营成本的影响，而不是对消费的影响。
篇3
[关键词] 计量标准、经济状况
Analysis on Economics of Aging: Measurement and Economic Status
[Key Words] Measurement, Economic Status
前言
目前我国老龄经济学研究还处于起步阶段，我们对老龄经济学的理论、方法和数据的收集，以及研究中碰到的难题和结症等问题还没有充分的认识，老龄经济学的研究远远不能满足社会经济发展和政府决策的需要，因此，加强老龄经济学的研究迫在眉睫。在过去半个多世纪里，西方国家尤其是美国，在老龄经济学研究上积累了丰富的研究成果，笔者将其中具有代表性的研究成果介绍给国内学者。
一、老人经济福利的计量
我们做研究，首先要搞清楚所使用的计量单位和概念问题。克雷斯托[1]对老龄经济学研究中遇到的计量问题进行了细致的梳理。他认为，从已经公开发表的研究成果来看，对老年人以及比较老年人与其他年龄人口所拥有的经济资源的估计量存在很大的差异，这种差异主要是由于选择使用的概念和方法的不同造成的。必须考虑的计量问题包括：（1）计量收入积蓄的层面概念，即是用个人、家庭还是用家庭户为计量单位。（2）分析单位和对“老年人”单位的界定，即老年人为户主的平均家庭户收入与只有老年人的平均家庭户收入是不同的。（3）调查数据来源的选择。（4）按家庭或家庭户规模、资产对老人经济福利的贡献，以及实物收入，对在可使用的调查数据中，一些收入类型的低报进行调整。（5）集中趋势计量单位的选择，即用平均数还是用中位数。（6）横截面视角对纵向视角，即用横截面数据还是用纵向数据。
1.分析单位和收入概念
美国大多数消费收入和资产统计基于普查局调查的数据，如每十年一次的人口普查和SIPP调查等，在分析这些数据时，分析单位可以是家庭户、家庭或个人。这同样适用于分析老年人收入时所使用的概念，例如，个人层面的分析可以侧重于个人收入、家庭收入或家庭户收入的分析。由于相对少量的老年人家庭包括非家庭成员，家庭户和家庭收入计量非常相似。许多研究使用家庭户作为分析单位，比较老年人为户主和非老年人为户主的家庭户资产，因为，在这种分析中，以老人为户主的家庭户权数是相同的，不管这样的家庭户是否包含一个、两个或更多的老人。与有配偶老人相比，关于独居老人的数据被大大地加权。而那些住在非老人户主家庭户中的老人则没有被体现出来，因此，这样的数据在统计上不能代表老年人口。家庭户收入作为简明扼要的计量单位仅仅反映部分情况：关于个人收入的信息同样重要，因为，用家庭户或家庭为计量单位的关于“经济资源共享”假设充其量只是对复杂现实的粗略估计。为了比较不同老年亚群体以及老年人群与其他年轻人群的经济福利，我们必须根据不同家庭户收入差异和消费这些收入的人数的差异，确定可以比较的家庭生活水平。通常按照未调整的家庭户收入，用户主的年龄对家庭户进行比较：这种比较特别指出，老年户主家庭户显然不如非老人户主的家庭户富有。
2.贫困计量
一些研究者认为，试图按照一个绝对的、不随时间和收入分配的变化而变化的计量标准测量贫困是不适当的，而且会夸大老年人经济改善情况。他们建议使用一个相对计量标准，如收入中位数的50%为贫困线[2]。另外，官方的贫困统计以现金为基础，没有反映实物补助的变化，因而可能低估了改善情况。争论的结果建议贫困计量标准使用更宽泛的收入概念，例如在收入中包括医疗补助等[3]。由于许多老年人聚集在接近按官方定义的贫困线区域附近，有关低于贫困线的老人和非老年人的比例变化趋势的研究，为我们提供了一个过分乐观的老年人经济状况改善的画面。尽管研究者对使用官方贫困线尚存在相当大的不满，但对于使用一个恰当的贫困概念还没有达成共识。然而研究结果证明，在现有的贫困标准框架内，运用不同的贫困线进行比较为我们提供了更广阔的视野。
3、资产对经济福利的贡献
像现金收入一样，对资产的所有权代表着对经济资源的支配权，即使这些资产在即定的年份没有兑现成现金的收入。有研究者采用几种方法来分析资产对经济福利的贡献，特别是探讨了资产的全部或部分净值，因为它是在个人晚年生活中可以分配的年收入。住宅资产受到特别的关注，因为它是一种相对固定的资产。住宅资产提供居住资源，在西方国家它的价值可以被折算为“估算的房租”。显然，在比较经济福利时，完全忽视住宅资产是说不过去的。莱德勒[4]也将财富纳入分年龄别的经济福利比较之中。考虑到在计量方法上缺少共识，他提供了几种可供选择的估计方法，其中一些方法将财富定义为全部净价值（包括100%住宅资产），其它仅按金融资产概念来定义财富。调整后的收入概念包括非财产收入加上1/3财富。通过这种方法，将资产适当考虑进来后，老年人的经济状况相对改善了。这反映了这样一种事实：老年人的财富远远超过了非老年人，不管其净值或金融资产是否被用来定义财富概念。
4、其它概念问题
在计量经济福利当中，老年医疗保险是一个有争议的问题，另一个分析问题是集中趋势计量方法的选择，因为晚年收入存在偏态分布，平均数受到高收入人口分布的影响很强（高收入人群的分布在很大程度上强烈地影响了平均数）。一些分析家认为，分年龄组进行比较时，应当主要使用中位数而不是平均数作为比较的基础。假使老年人收入分布不均匀，集中趋势的任何单个计量方法都不足以为比较不同群体收入提供根据。因此，必须用其它有关收入分布的信息补充集中趋势的计量分析的不足。
二、经济状况
在过去几十年里，老年人的经济福利一直是公众争论的焦点。赫德[5]认为，抱着众多目的，分析老年人经济状况的研究结果发现，测量经济福利比只测量收入统计数据效果要好，用这种计量方法能确定老年人的经济状况是否得到改善，是否比非老年人的经济状况改善得更快，是否比非老年人的经济地位更高。这些研究最终的社会目标是评价非老年人对老年人的转移支付是否充足，以及是否有现实的政策意义。
1、收入的来源
克拉克、克瑞普斯和斯潘格勒[6]认为，在美国，随着社会保障制度的健全，社会保障金已经成为老年人收入最主要的来源，但随着社会保障受益人其它收入的增加，社会保障金在收入中所占的份额急剧下降。舒尔兹[7]分析了1996年65+老人的收入来源构成：社会保障是主要来源，占40%，资产收入占18%，养老金占19%，工资占20%。西方学者指出老年人通常是通货膨胀的受害者。舒尔兹列举了老年人可能受到通货膨胀不利影响五个主要方面。（1）没有随通货膨胀调整的资产价值会贬值。（2）转移支付的收入或其它收入的调整滞后于通货膨胀，其实际收入会减少。（3）工资水平的调整滞后于通货膨胀，实际工资会减少。（4）实际税收负担的增加。（5）如果通货膨胀针对构成老年人预算支出的大部分项目，特别是用于计量和调整各种收入来源的指数不能准确反映老年人购买模式，那么老年群体也会受到不同程度的影响。
2、收入趋势
赫德认为，没有一项的调查或研究能够得到对家庭户规模和收入进行调整后的令人满意的收入结构。他首次运用一种规模调整方法，然后将这种调整方法应用于某一个年份，假定调整的结果具有稳定性，把这两种方法合并，就可以看出完全调整后的收入趋势。表1显示税前货币收入的年增长率和1984年按照官方贫困指数进行调整以后的家庭户规模的收入水平。在这种按比例测量中，给一个非老年人的权数为1.024，两个非老年人的权数为1.322，三个人（或者是老年人或者是非老年人）的权数为1.568等等。给老年人的权数比非老年人少些，规模调整后的收入等于家庭户收入除以家庭户权数。这种按比例测量体现了家庭户消费的实际规模收益假设：两个人的非老人家庭户比一个人的家庭户只需要29%多些收入。这种测量得到的收入数量更接近人均家庭户收入，而不是人均收入。老年家庭平均人数比非老年家庭平均人数少，因而，相对于非老年人来说，规模调整将提高老年人的收入数量。1984年未做规模调整的非老人对老人的收入比为0.67，规模调整后的比率为0.87。平均家庭规模一直在下降，但非老人比老人家庭规模下降得更快，因而，规模调整后会出现非老年人收入比老年人增加很多。例如，从1979到984年，规模调整使得非老年人年收入增长率增加0.9%，而老年人只有0.3%。不管使用调整的还是未调整的计量方法，老年人比非老年人有更高的收入增长率。表1还表明，对规模进行调整后，在大多数情况下，收入增长伴随着年龄增长，部分原因是存在较富有的同批年轻老年人效应，部分原因是社会保障的增加。
表1：平均家庭收入的增长
年收入增长（%） 1984年收入（美元）
1967-1979 1979-1984
未调整
65岁以下 1.0 -0.4 27，464
65+ 1.5 3.4 18，279
调整
65岁以下 1.7 0.5 16，293
65+ 2.2 3.7 14，160
65-69 1.8 3.8 16，496
70-74 2.1 4.2 14，401
75-79 3.0 3.1 12，617
80-84 2.9 3.3 11，469
85+ 2.7 5.5 11，825
来源：见参考文献[8]
3、收入分配
舒尔兹分析了美国老年人家庭的总货币收入情况，另外，还分析了1998年不同年龄户主的中位数家庭收入，45-54岁为61，833美元，55-64岁为52，577美元，65-74岁为34，719美元，75+岁为27，717美元，可见，中位数收入变化还是很大的。尽管美国的社会保障是老年人收入重要来源，并且通过社会保障累进制减少了收入不平等，但老年人的收入分配比非老年人更加不平等。表2显示了收入的吉尼系数和将收入划分为五组中最高一组收入所占的百分比。
表2：收入分配(略)
克雷斯托分析了老年人收入不平等现象，早年经济机会和经济资源是导致晚年经济不平等的因素，预测退休后影响经济福利的要素与预测退休前影响经济福的利要素是一样的。福切斯[9]认为，65岁以上的收入状况比65岁以下的要平等得多，65岁以上的收入差距减少的主要原因是社会保障金的作用越来越重要，而劳动性收入明显减小，前者的分配比后者更平等。经验研究结果取决于所使用的方法。例如，克雷斯托和希尔用吉尼系数比较1984年SIPP调查中不同年龄组的不平等状况，使用的收入概念是家庭户收入，并对家庭户规模、低报和资产等数据进行了调整。结果显示，65-74岁的收入不平等比之前的任何年龄组都高，而75+岁最高。克雷斯托和希尔提醒说，这种分析没有告诉我们退休前处于有利经济地位的人和退休后处于有利的地位的人是不是同样的人。这样的分析则需要使用纵向数据而不是横截面数据。他们还认为，生命事件如健康状况变化或丧偶可能引起老人经济状况的改变，未来研究老年人经济状况一个主要的挑战，是深入理解这种事件的财政金融影响以及退休计划项目能否为避免这些影响提供保护的程度。受教育程度也是研究老年人经济状况一个社会经济指标。一项研究表明，与中青年相比，受教育程度更好地解释了65岁以上人的经济资源的变化情况[10]。
4、贫困
老年人贫困一直是老龄研究的一个重点和热点，因为贫困问题给老年人造成很大的麻烦，老年人陷入贫困的时间比非老年人更持久，解决的办法也很有限。在美国65岁以上的老人中，收入低于官方贫困线的人数从1959年的550万下降到1976年330万，比例（贫困老人人数占老年人总数）从35.2%下降到15.0%，老年家庭的贫困率下降得尤为显著，从27%下降到8%。莱德勒认为，伴随者收入增加，老年人贫困率急剧下降。美国普查局1988年的一项研究表明，如果考虑非货币收入等因素，贫困率会显著降低。美国劳动统计署[11]在1998年做了一项研究表明：用一般通用的方法计算1995年美国65岁以上老人贫困比例为10.5%，用美国科学院（NAS）建议的方法计算为24.2%，两个结果相差很大。
女性丧偶老人的贫困率也下降了，但比起总人口和其他老年人的贫困率还是高，原因很复杂。一种解释认为，不同收入水平的死亡率存在差异，贫困家庭丈夫比富有家庭的丈夫死得早，经常的情况是贫困家庭的女性丧偶老人继续遭受贫困。另一种解释是，当丈夫死后，一些收入来源中断了，一些财富减少了。第三种解释是，死亡率与财富水平有影响，丈夫死亡时财富构成的变化为女性丧偶老人的高贫困率提供一些解释。由于横截面的贫困数据存在同批人效应，目前还不清楚贫困究竟在多大程度上是由于作为个人年老时花费的资产造成的。
5、财富
赫德认为，尽管收入实际上是计量老年人经济状况唯一使用的标准，但生命周期理论告诉我们，至少对于老年人来说，财富却是测量消费机会更好的计量标准。基于收入的代际比较要改成用财富来比较不是件容易的事情，因为在职人员大部分财富是观察不到的未来的收入。由于预期寿命的变化，我们甚至不能直接比较不同年龄的退休老人的财富。尽管存在这些问题，但财富数据对收入数据是一种有意义的替代和补充。表3[12]给出了老人平均可遗赠财富。需要说明的是，SCF以家庭为单位，SIPP以家庭户为单位。财富包括金融资产、不动产、住宅资产、所有净负债。不包括养老金和社会保障财富，人生保险和家庭户耐用消费品的现金价值。SCF不包括在小企业和农场的汽车和股票面值。SCF样本规模为3，824，SIPP为18，700，包括所有年龄。
表3：老年人平均可遗赠财富
1983年没有 1983年有补
1984年SIPP 补充的SCF 充的SCF
平均数 90，800 118，700 250，000
中位数 59，500 51，000 51，900
注释：SCF: the Survey of Consumer Finances.
SIPP: the Survey of Income and Program Participation.
如前所述，单独的收入数据只能部分地理解老年人经济资源的拥有量，财富也是一项极为重要的资源。所以，有必要研究老年人的财富分配。由于财富分配比收入分配的偏态分布更严重，在分析中忽视老年人持有的财富会低估晚年生活实际的经济不平等程度。
三、评论
老龄经济学是一门交叉科学，需要有经济学、人口学、统计学等多种学科背景，并将其融会贯通，国外学者做得很好，这是需要我们学习的。另外，国外老龄经济学研究非常重视数据的开发和经验分析。虽然在美国已经有了几项大型的老龄经济调查，但仍然不能满足研究的需要，有些分析和比较受到数据的限制，无法再深入下去或者搁浅。这是我们今后研究需要注意的。再次，从美国的研究来看，老龄经济学研究和数据开发的政策意义还没有完全展示出来，还有很大的伸展空间。这对我们也是一个很好的启示。
参考文献
[1] Crystal, Stephen. Economic Status of the Elderly. In R. H. Binstock & L. K. George (Eds.), Handbook of aging and the social science (3rd ed.,388-409). Academic Press.1996.
[2] Rainwater, L. What money buys: Inequality and the social meanings of income. New York: Basic Books.1974.
[3] U.S. Bureau of the Census. Measuring the effect of benefits and taxes on income and poverty:1986. Washington, DC: Government Printing Office.1988.
[4] Radner, D. The economic status of the aged. Social Security Bulletin.1992;55(3):3-23.
[5] Hurd, Michael D. Research on the elderly: Economic Status, Retirement, and Consumption and Saving. Journal of Economic Literature 1990;28(June):565-637.
[6] Clark, Robert L.; Kreps, Juanita and Spengler, Joseph J. Economics of Aging: A Survey. Journal of Economic Literature 1978;16(Sept):919-962.
[7] Schulz, James H. The Economics of Aging. (7th ed.) Auburn House.2001.
[8] Radner, D. Money Income of Aged and Nonaged Family Unita,1967-84. Social Security Bulletin.1987;50(8):9-28.
[9] Fuchs, V .R. Though much is taken: Reflections on aging, health, and medical care. Milbank Memorial Fund Quarterly: Health and Society,1984;62:143-166.
[10] Crystal, S.， Shea, D. & Krishnaswami, S. Educational attainment, occupational status, and economic well-being among the elderly. Journal of gerontology: social science,1992;47(5):S213-S221.
篇4
关键词：计量经济学 课程满意度 结构方程模型
中图分类号：G640
文献标识码：A
DOI： 10.3969/j.issn.1672-8181.2015.03.022
目1998年教育部高校经济学学科教学指导委员会将《计量经济学》首次列为经济类专业核心课程以后，计量经济学课程几乎出现在财经类院校的各个专业中，在经济学、管理学、金融学、社会学等学科中得到广泛应用。财经院校的学生对计量经济学课程的满意度直接影响到课程建设效果，因此对财经院校计量经济学课程满意度展开研究，对提升学生教学效果以及改善教师教学工作有着重要意义。
1 引言
很多学者对课程满意度进行了探讨分析，如李粉红，丁争尚，赵鹏军（2013）从课程的课时、内容、课程资源和教师等几个方面对高校学生课程满意度进行统计分析。赵伶俐，潘莉（2001）从不同类别的高校和不同年级的学生出发，对高校任课教师、课程满意度及与高校教学满意度的关系进行了分析。赵韶韵，郑建中，董魁，韩冬（2012）从课时安排和课程内容上调查现阶段对课程设置的满意度，指出应平衡各课程组群学时数、改善专业课教学方法和内容来提高学生学习积极性和满意度。聂二辉（2013）比较分析了不同性别、不同年级、不同生源地和不同高校的学生对核心课程满意度。曹霞，姚利民，黄书真（2012）认为教师、学校和学生是影响高校教学有效性的因素。万生新（2012）认为学生学习成绩在班级的排名、课前准备、课堂组织等因素是影响课程满意度的重要因素。
《计量经济学》作为财经类专业学生的必修课程，由于其课程内容偏向于数理方向，许多文科出身的学生对于《计量经济学》的学习产生畏惧心理，成为探索研究深层次的专业知识的一个瓶颈。因此，本文以地方财经院校重庆工商大学计量经济教学为研究对象，通过问卷调查，结合微观计量分析研究学生对《计量经济学》课程的满意度的影响因素，为提升同类院校计量经济学教学提供一定的参考。
2 模型设定及变量说明
影响计量经济学教学满意度因素很多，根据上述相关文献砑究，结合本校实际情况，本文将影响计量经济学课程满意度因素分为教学资源、教学水平、学生课程认知度等三个大类（变量如表1）。每个影响因素按照Likert五级量表打分，如老师上课讲授“内容清晰度X5”选题对应的“非常清晰、较清晰、清晰、不清晰、很不清晰”分别对应赋值“5、4、3、2、1”。在此基础上，制作调查表收集数据，再引入“潜变量”概念，采用结构方程模型（ StructuralEquation Model，SEM）来研究计量经济课程满意度的影响因素。
3 计量结果分析
本文调查问卷共有约210人参与回答。最后，确认有效回答为198份，问卷有效率94.3%，因而用于SEM分析的样本共有198个。利用AMOS软件，剔除不显著的变量，最终得到如图1所示的结果。
图1课程满意度SEM结果
模型中P*（x2）=0.533，GFI=0.981、RMSEA=O.OOO，符合有关模型检验标准的要求（孙建，周兵（2008）【7】），说明模型整体拟合效果是比较不错的。其他相关检验指标也通过，这里不再列出。图1变量MYD到变量Xl-X7的系数为完全标准化后的系数，用于比较各因素对课程满意度影响的相对作用。整体来看，七大因素（剔除了不显著因素）对计量经济学课程满意度都有正向影响。其中，学生课堂纪律（Xl）对计量经济学课程满意度的影响最大，标准化后的路径影响系数为1。学生课前准备程度（X2）和上课教师对案例的示范和评讲（X6）对课程满意度的影响大小排在第二位，标准化后的路径影响系数为0.55。课程学习兴趣对课程满意度的影响大小排在第三位，影响系数为0.50。教学课件（X4）对课程满意度的的影响大小排在最后一位，影响系数为0.06。
4 简要结论及对策思考
本文根据结构方程模型，通过调查问卷方式收集数据，以重庆工商大学财经类学生计量经济学授课学生为调查对象，研究了计量经济学课程满意度影响因素问题。从研究结论来看，整体来看，七大因素（剔除了不显著因素）对计量经济学课程满意度都有正向影响，其影响系数按从大到小排序依次为：学生课堂纪律（Xl）、学生课前准备程度（X2）与上课教师对案例的示范和评讲（X6）、课程学习兴趣（X3）、作业评改（X5）、教师上课内容清晰度（X7）、教学课件对教学内容的反映程度（X4）。 根据分析结论，我们认为，在计量经济学教学过程中为了取得较好的教学效果，实现学生较高的课程满意度，有必要强化学生课堂课堂纪律。当前，大学课程纪律较差的一个重要表现就是学生上课玩手机。在课堂上使用手机的情况中，90%的学生都承认自己在课堂上玩过手机，上课玩手机成“国际难题”。此外，引导学生在课前对相关内容进行预习，通过具体化实践化的案例分析示范应用等手段，可以提高学生对计量经济学课程的满意度。
参考文献：
【1】李粉红，丁争尚，赵鹏军.高校学生课程满意度的统计分析――以《概率论与数理统计》课程为例【J】.商洛学院学报，2013，（6）33-36.
【2】赵伶俐，潘莉.高校学生对教学、任课教师和课程满意度的调查【J】.重庆大学学报（社会科学版），2001，（3）：119-124.
【3】赵韶韵，郑建中，董魁，韩冬.山西省某医科大学卫生事业管理专业学生专业课程满意度调查【J】.医学与社会，2012，（9）：91-93.
【4】聂二辉.档案学本科核心课程满意度实证研究【J】.档案学通讯，2013，（1）：66-70.
【5】曹霞，姚利民，黄书真.论教师、学生、学校因素对高校课堂有效教学的影响【J】.大学教育科学，2012，（1）：25―31.
篇5
近年来，各地出租车业的司机集体罢运事件，引起了社会各界的广泛关注，如2008年11月3日，重庆出租车司机全城罢工，“份钱”过高、起步价低以及黑车猖獗等问题引发出租车停运事件;2011年8月1日，杭州发生大规模出租车停运事件，抗议补贴力度不足、高油价、交通拥堵、“份子钱”被盘剥过重等;随着移动互联网技术的发展和专车的兴起，出租车行业的利润被进一步挤压，罢运风波也愈演愈烈，2015年1月4日沈阳千余出租车罢工，抗议相关部门对黑出租、套牌出租整治力度不够，以及对“滴滴”“快的”等专车蚕食行业“蛋糕”表达不满’类似的情况还出现在武汉、济南等诸多城市。
以上各类事件的背后存在一个争议，即“数量管制”——严厉的出租车牌照管制导致车标成为稀缺资源，出租车司机几乎没有议价能力，一边是出租车行业取得了高额垄断利润，另一边则是底层司机艰难处境，从而导致出租车司机为维护自身利益而发生罢运等事件，这不得不让我们反思出租车行业的管制政策。
学术界对出租车业数量管制的探讨主要集中于对数量管制依据、方式和效应分析，一部分学者认为数量管制可以提高资源配置效率，增进社会福利，因而是合理的，其他人则认为数量管制阻止了市场机制发挥作用，缺乏效率，导致社会福利的损失。
1数量管制的经济学依据
寻求数量管制的经济学依据之前首先要对出租车行业性质进行分析。按照排他性和竞争性的特点对物品进行分类,出租车提供的服务产品更接近一种私人物品，然而出租车作为城市公共交通的一部分，其服务质量和水平的高低，是城市整体形象的一部分;同时，由于出租车占用城市公共道路资源，造成交通拥挤，其产品的生产经营具有明显的负外部性，此外出租车还会排放尾气会污染空气，由燃油税等措施在一定程度上进行调整。
显而易见，自由市场无法对具有外部性的物品资源进行有效率的配置，市场上的买者与卖者不考虑外部成本从而使市场上生产的量大于最有效率的量，下图说明了出租车业这一情形。由于自由市场在消除负外部性上的无效率，因而政府干预是必要的。
2数量管制的收益——成本分析
以上说明了出租车业政府干预以控制出租车数量的必要性，然而政府干预可以有很多政策，到底应该采取哪一种呢?如果要实行数量管制，那么，对其进行收益——成本权衡则成为必要，因为只有当其收益——成本权衡还不错时，数量管制才是可取的。
2.1收益分析
(1)缓解城市交通拥挤状况及减小出租车空驶率。对于交通拥挤外部性的考虑，从来都是对出租车行业数量管制的一个重要理由，交通拥挤的大城市更是如此。由于出租车占城市交通流量的比例较高，对出租车业进行数量管制从而改善城市交通的作用不容忽视。
(2)防止过度竞争，促进资本合理流动，引导消费。出租车业是一个进入门槛低的行业，不需要很高的技术，也不需要多大的资金投人。如果允许经营者自由进人这一行业，很容易造成过度供给，促使司机之间打价格战，影响出租车服务质量，最终影响到消费者的利益。政府如果对出租车行业进行数量管制，而大力发展公交、轨道等公共交通,不仅缓解了城市交通紧张的状况，而且还有利于减少污染和环保。
2.2成本分析
(1)数量管制对自由竞争的限制必然导致出租车行业的高额利润。处于弱势地位的司机在支付了高昂的风险抵押金和“份子钱”之后，为了养家糊口，不得不延长工作时间，透支自己的生命。相反，没有任何经营贡献的公司却凭着特许经营权瓜分了行业大部分收入。基于数量管制的特许经营权的存在，无论是在公司化的模式下，还是在个体化的模式下，都造成了掌握经营权的公司或车主不劳而获的局面，而千辛万苦经营出租车的司机却收入甚微，这显然违背了公平和效率原则。
(2)数量管制可能导致寻租行为。管制会产生各种租金，从而引发人们对租金的竞争，寻租通过各种非法途径造成社会福利损失。在出租车业，政府运用行政权力对出租车经营权的垄断，用管制手段发放给出租车公司，有可能导致公司寻租，产生很多社舍问题，社会福利达不到帕雷托最优。而要防止非法的寻租行为发生，就必然要发生监督成本。
(3)数量管制必然导致出租车业经营和管理效率低下，服务质量差。行业的服务质量直接取决于竞争，数量管制保护了出租车行业的高利润，出租车公司没有动力提高经营管理水平，服务质量也不可能提高。因为缺乏竞争，出租车公司没有动力去改善管理，以节约成本。
3数量管制的可行性分析
数量管制的可行性集中表现在管制的数量能不能低成本地确定，使供给量最大限度地接近最适需求量。因此，如何确定数量成为决定供需均衡的关键，也是判断管制政策是否达到目标的标志之一。目前“黑车”泛滥，说明政府没有投人最合适的出租车数量造成市场供给短缺，表明管制政策没有达到有效目标。
实际上，政府往往通过经验观察得出近似的出租车需求量，具体方法有每千人拥有出租车数量的比例、等车时间、有效载客率和呼叫回应时间等。没有制定出合理的出租车管制数量，供给过少或过多，也是导致目前数量管制政策引起诸多矛盾与问题的重要原因。因此政策制定者应该加强市场研究，通过引进一些科学合理的数量评估机制，得出合理的出租车数量需求，才能达到既定的管制目标，有效缓解出租车行业矛盾。
4结论和建议
通过以上分析可知，出租车业提供的服务产品既有私人物品的特点，同时也具有外部效应。对私人物品特性的强调，主张取消现行的管制政策，引人市场竞争，根据市场调节供给和需求，打破行业高额的垄断利润，从而体现社会公平。而对负外部性的强调，则支持数量管制政策。收益——成本权衡观点认为现行数量管制政策的代价较高，但结合数量管制政策的可行性及经济性分析，这一政策确有可待改进之处，而且改良后的数量管制政策有助于改善当前出租车行业困境。相关建议有：
(1)加快转变出租车业的服务方式，促进从巡游揽客为主的服务方式向以电话叫客、网络约客为主的服务方式转变，这可以有效降低空驶率，缓解交通拥挤状况。
(2)构建科学合理的数量评估机制，结合使用几种经验观察方法，反复调研，制定合理的管制数量，平衡供给与需求，有效解决供给不足而导致的“黑车”泛滥的情况，同时也缓解行业其他矛盾与问题，降低数量管制政策的代价，增加收益。
(3)改革数量管制的实现方式，改以发放特许经营权的方式为资格考试的方式，强化行业服务质量管理。
(4)规范引导专车市场发展。注重发挥市场配置资源的决定性作用，更好地发挥政府作用，整合闲置运营资源，把社会车辆通过交管备案、考核等审核机制，引入到约租车体系服务中，成为公共交通的组成部分或重要补充，提供安全、优质、受欢迎的出行服务，满足民众多样化、差异性需求。
参考文献：
[1][美]N.GregoryMankiw.经济学原理[M].3版.梁小民，译.北京：机械工业出版社，2006.
篇6
关键词： 经典测量理论 信度 难度 区分度
一、引言
教育测量与评价是教育研究领域中重要的组成部分，是学科教学活动中科学管理的有效手段。《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020年）》明确把提高教育质量作为教育改革发展的核心任务，并多次强调与教育质量的监测和评价相关的内容[1]。显然，在当前教育制度下，各种笔试仍是一种重要而有效的教育质量定量评价方式。试卷质量自然影响对教育质量的正确评价，因此，针对笔试试卷的质量分析显得尤为重要。
试卷质量的分析一般是利用经典教育测量理论（CTT： Classical Test Theory）和项目反应理论（IRT：Item Response Theory）进行分析。
经典测量理论又称为真分数理论，假定观察分数X与真分数T线性相关，即CTT的数学模型为X=T+E，其中，随机误差E服从均值为零的正态分布。该理论最重要的四个指标正是反应试卷是否真实可靠、准确有效、难易适中、鉴别力强的信度、效度、难度和区分度等测验质量指标[2]。当然，由于其比较依赖样本、信度估计精度不高、难度和被试水平没有定义在同一参照系上，同时，无法回答总分相同的考生的真实能力有无差异等问题，该理论也存在一定的局限性[3]。
项目反应理论是一种新兴的心理与教育测量理论。该理论的前提假设非常严格，主要包括单维性假设和局部独立性假设[4]。主要方法是在利用参数模型的基础上，利用项目特征曲线、试题信息函数进行探讨，同时利用EM算法，用边际极大似然估计方法寻找项目参数的一致估计[5]。
本文主要利用南宁市某中学2013年秋季学期数学期末考试成绩，在经典测量理论（CTT）范畴下探讨该次期末考试数学试卷的信度、效度、难度、区分度和成绩分布情况。通过试卷“四度一分布”了解试卷质量，并反馈教学效果情况。
二、基于CTT的试卷质量情况分析
1.成绩分布情况
一般而言，一份好的试卷考试的成绩都服从或近似服从正态分布，因此，考试成绩的正态性是考察试卷质量的一个首要指标。检验正态性的方法很多，常见的是利用直方图和卡方检验、K-S检验。从参加本次考试的872人中随机抽取387人的成绩进行检验，结果如图1所示：
图1 学生成绩的直方图
正态分布的K-S统计量显著性概率P值为0.095>0.05，因此，这次考试学生成绩服从正态分布。
2.信度
中学试卷中，选择题分数可简化为0，1得分情况来解释，解答题和填空题可以看成非0，1记分的项目。因此，选择题信度主要采用折半信度[斯皮尔曼-布朗（Spearman-Brown）公式、卢隆（Rulon）公式、弗拉纳根（Flanagan）公式]和库德-理查逊（Kuder-Richardson）信度（K-R20、K-R21公式）进行分析[7]。填空题和解答题为非0、1记分的项目，采用克龙巴赫系数进行统计，结果如表1所示。
表1 试卷信度分析结果
结果表明，每种方法计算的选择题信度都接近0.7，信度系数处于尚可使用范围之内。研究表明，对于标准化的大型测试题目信度要求一般要在0.9以上，而学校期末考试的信度在0.6以上即可接受[1]。选择题、解答题的克龙巴赫系数为0.905，可以认为填空题和解答题的信度非常好，综合考虑，试卷整体信度是可信的。
3.效度
效度（validity）是指测验结果的有效性或准确性，即通过测验能够正确测量出它所要测量的属性的程度[5]。测量的效度的种类很多，其中基于专家和教师对试题与所涉及的范围进行符合性判断的逻辑判断法的内容效度使用较多。内容效度是指测验内容对所要测验的全部内容的代表性程度。但一次考试很难包含学生所学课程的所有内容，因此只能选择具有代表性的试题进行考核，来了解学生的知识技能掌握情况[8]。
根据测量的目标与内容的双向细分表，经过该校7位一线数学教师（其中高级教师4位，中教一级2位，中教二级1位）不记名反馈信息来看，本次考试所设计的试题覆盖了所要测内容的主要方面，考查目标清晰明确，题型和分数结构合理恰当，总体符合考试大纲和教学要求。
4.难度
试题难度是反映考题难易程度的指标，一般而言是按照答对人数的百分比确定的，是衡量试卷质量的最主要的数量性指标，简单来说可以利用测验分数的分布情况和特征进行观测，例如考察测验分数的全距、零分、满分、众数、平均分数等相关指标进行定性的判断，也可以根据不同的情况，利用有关公示进行精确计算。
一般而言，难度的取值范围在[0，1]之间，取值越大，难度越小。难度在0.7以上的为比较容易的题，在0.4-0.7为中等难度的题，在0.4以下的则为较难的题或是难题。在实际教学中试卷难度水平的选择，应取决于测验的目的和试题的形式。如果测验是用于区分学生水平，那么应该将试题或试卷的难度系数控制在0.5左右，各试题难度值在0.2-0.8，同时各题平均难度值在0.5左右是比较适宜的[5]。
对于采用0，1记分的选择题，用通过率P、平衡猜测的校正公式CP和极端分组法计算各个试题的难度。
表2 选择题的难度
对于非0，1记分的填空题、解答题和总分，用难度系数和极端分组法计算各个项目的难度。
表3 填空题、解答题的难度
结果显示，就选择题而言，三种计算方法的计算的难度差异不大，整体趋势较一致，从三种公式的难度均值看，第1、2、5、6、7、8、9属于难度较小的题目，3、4、10、11、12属于难度中等偏上的题目，其中第4题难度最大，10，11，12三题难度也较大，选择题总体难度为0.767，属于比较容易，从试题编排上看，除个别题目外，整体趋势是容易的题型放在前面，中等难度试题放在题型中间，较难试题放在题型后面，较合理。
对填空题和解答题而言，题目难度显然大于选择题，填空题总体难度均值为0.499，难度中等，解答题总体难度均值为0，472，属于中等偏难程度，8道解答题的难易程度也和题目顺序基本一致，越难的题目越在后面，符合数学试卷的一般规律。
从考试成绩来看，难度系数为0.548，综合选择题、填空题、解答题三种类型的难度均值，整张试卷难度均值为0.579，和总分难度系数接近，因此，可以判定该份试卷总体难度适中。
5.区分度
区分度是反映试题效用的一个主要参数，同时也是试题对考生实际水平的鉴别能力，将不同层次的考生区分开来的统计量。若试题的测试结果是水平高的学生答对或者得高分，水平低的学生答错或者得低分，则认为试题的区分能力强。一般而言，区分度在0.4以上为最佳效果，在0.3～0.39为合格，修改会更好，在0.2～0.29为勉强，仍需耍修改，区分度在0.19以下为差，必须淘汰[6]。
对于0，1记分的选择题，利用极端分组法、点二列相关计算各个试题的区分度。
表4 选择题的区分度
对于连续记分的主观性试题填空题、解答题和总分，用极端分组法和相关法计算各个项目的区分度。
表5 填空题、解答题以及试卷的区分度
注：试卷区分度是将各题区分度进行加权平均计算的。
结果显示，对于选择题而言，总体看来，整个选择题中大部分题目的区分度都在0.4以上。通过极端分组法和点二列相关系数计算的区分度在大部分题目中相差不大。极个别题目有明显差异，主要在于两种方法考虑的视角不一致，就第1题而言，极端分组法的区分度指标0.093，是利用高分组和低分组之间差异进行计算的，两者差异很小，说明该题无论是高分组还是低分组都能完成，就区分能力而言属于应该淘汰的题目，但正是由于该题目在高低分组中完成率都较高，和总分的相关性自然就大，因此，点二列相关法计算出来该题的区分度较高。两种方法计算的试卷区分度均在0.6以上，说明该试卷区分能力强，区分效果佳。
三、有关结论
事实上，该次试卷为全市统一考试题目，从一定程度上说属于“较大的标准化”考试题目。从上述分析可知，本次考试成绩的分布直方图并未凸显畸形特征，基本上呈正态分布，单峰，稍微右偏。就四度而言，填空题、解答题的信度很好，但选择题的信度适中。常见的提高测验信度主要有以下方式：一是适当增加试题量；二是提高质量，试题难度要适中，区分度大；三是调整试题编排顺序，尽量做到先易后难。
测验的效度采用学科专家通过逻辑分析法进行分析的，根据测量的目标与内容的双向细分表，了解到试题覆盖了所要测内容的主要方面，考目标清晰明确，题型和分数结构合理恰当，总体符合考试大纲和教学要求。
试题的难度较合理，大部分选择题难度偏低，其中第4、10两题难度最大。而最后一道解答题的难度系数则过大。这和数学试卷利用最后一题作为压轴题有密切关系。
试题的区分度方面反应较好，但选择题第1、2题和解答题最后一道题在两种计算方法中差异很大。可能的原因在于第1、2题属于难度很低的送分题，因此区分度也不高，最后一道压轴题属于难度最大，很多学生放弃作答，因此存在这方面的问题。
四、结语
考试是衡量教学效果的必要手段。随着统计学及经济计量学边缘的不断扩张，对于教学结果的评价越来越依赖于科学的理论和方法。教育评价技术方法中教育测量理论就是应用教育统计学方法实现的，成为测评学生能力、考核教育效果的重要措施。利用SPSS测度考试的难易度、区分度、信度、效度等指标，不仅可以直观、便捷分析考试结果，发现考试中的重要信息和规律，还可以为教学效果评估提供重要的考核指标和模式。目前在教育教学及科研领域，人们采用科学的测评方法测度试卷科学性的尝试并不多，尤其是一些规模较小的考试，这不利于教学质量和教师素质的提高，亦不利于考试学研究者开启新的研究视域。应该加强对试卷科学化测度的研究及实践，使考试这一重要的教学环节日益走上科学化和规范化的轨道。
通过试卷质量分析，不仅可以了解试卷情况，更可以利用试卷科学性测评的方式了解教师的教学效果，同时也可以通过建立试题库、制定命题双向细目表等方式，提高试卷质量。
参考文献：
[1]《国家中长期教育改革和发展规划纲要》关注教育质量监测[N].基础教育质量监测信息简报，教育部基础教育质量监测中心，2010，1.
[2]郭熙汉，何穗，赵东方.教学评价与测量[M].武汉：武汉大学出版社，2008.
[3]杜洪飞.经典测量理论与项目反应理论的比较研究[J].社会心理科学，2006（6）：15-17.
[4]Christine DeMars.Item Response Theory[M].London：Oxford University Press，2010.
[5]何穗，吴慧萍.基于教育测量理论的中学数学试卷质量评价研究[J].考试与招生，2012（08）：49-53.
[6]Robert L.Ebel.Measuring Educational Achievement [M].Englewood Cliffs，N.J.， Prentice-Hall，1965.
篇7
沈阳市妇婴医院产科超声，辽宁沈阳 110011
[摘要] 目的 该研究检测孕中晚期胎儿脐静脉及静脉导管的血流速度和血流量，以彩色多普勒超声辅助判定胎儿的发育生长的水平。 方法 对2013年10月—2014年10月产前检查的正常妊娠17~40周的健康孕妇60例，应用彩色多普勒超声检探测胎儿一般发育状况的同时检测胎儿脐静脉及其末支静脉导管的管腔内径、血流速度及血流量。 结果 妊娠中期与妊娠晚期胎儿的脐静脉和静脉导管的各项血流参数的均值进行t检验，差异有统计学意义（P＜0.001）。妊娠中、晚期胎儿静脉导管血流量与脐静脉血流量比及脐静脉肝内灌注量与脐静脉血流量比均值进行t检验，差异无统计学意义（P＞0.05）。结论 妊娠中晚期胎儿脐静脉及静脉导管血流速度、灌注量随着孕龄的增大而增加。对应脐静脉肝内灌注血流量也随孕龄增大而增加，妊娠中晚期分别为57.97%及60.68%，对维持胎儿的发育生长起优先作用。
关键词 静脉导管；脐静脉；彩色多普勒；血流灌注
[中图分类号] R596.11 [文献标识码] A [文章编号] 1674-0742（2015）01（c）－0007-03
Detection and Analysis of the Perfusion of the Normal Fetal Umbilical Vein and Venous Catheter During the Second and Third Trimester of Pregnancy
XIANG Yushi
Department of Obstetric Ultrasonography, Shenyang Women´s and Children´s Hospital, Shenyang, Liaoning Province, 110011, China [Abstract] Objective To detect the blood flow velocity and blood flow of fetal umbilical vein and venous catheter in the second and third trimester of pregnancy so as to determine the level of growth and development of the fetus supplemented by color Doppler ultrasound. Methods Color Doppler ultrasound was used to detect the general fetal development and the lumen diameter, blood flow velocity and blood flow of fetal umbilical vein and venous catheters of its terminal branches in the 60 normal healthy pregnant women with the gestational age of 17 to 40 weeks undergoing the prenatal examination from October 2013 to October 2014. Results There were significant differences in the mean values of blood flow parameters of fetal umbilical vein and the venous catheter between the second and the third trimester of pregnancy, by t test, P<0.001. The difference in the mean ratio of fetal venous catheter blood flow to fetal umbilical vein blood flow, and that in the mean ratio of intrahepatic umbilical vein perfusion to fetal umbilical vein blood flow between the second and the third trimester of pregnancy were not significant, by t test, P>0.05. Conclusion The blood flow velocity and perfusion of fetal umbilical vein and venous catheters in the second and third trimester of pregnancy increase with the increase of gestational age. The intrahepatic umbilical vein perfusion also rises with the increase of gestational age, which increases by 57.97%, 60.68%, in the second trimester and third trimester of pregnancy, respectively, playing preferential interaction in maintaining the development and growth of the fetus.
[Key words] Venous catheter; Umbilical vein; Color Doppler; Perfusion
[作者简介] 项宇识(1971-)，女，辽宁沈阳人，大学本科，副主任医师，研究方向：妇产科超声。
脐静脉携带来自胎盘含有80%氧气和营养物质较丰富的血液，经胎儿腹前壁进入肝脏[1]。脐静脉是把富含氧和营养物质的血从胎盘运送到胎儿体内的唯一通道。来自胎盘的血液进入胎儿体内分为3支：1支直接入肝，1支与门静脉汇合入肝，此2支血液经肝静脉入下腔静脉，另1经静脉导管直接入下腔静脉[2]。通过多普勒超声技术测量2013年10月—2014年10月在该院就诊的孕妇，孕20 ~40周胎儿大约20%~30%脐静脉血流入静脉导管[3,4]。脐静脉70%~80%的血流量灌注到肝脏,为灌注的第一个器官[1]，这表明了胎儿在宫内生长发育肝脏的重要性，现报道如下。
1 资料与方法
1.1 一般资料
该研究对象随机选取在该院产科门诊进行产前检查的妊娠17~40周的正常单胎孕妇，年龄19~42岁。对胎儿脐静脉腹腔内段及其末支静脉导管进行管腔内径、血流速度及血流量检测。 60例孕妇中均按末次月经计算孕周，将妊娠17~28周列入妊娠中期，共计30例；将妊娠29~40周列入妊娠晚期，共计30例。
1.2 仪器和方法
采用voluson E8、730彩色多普勒超声诊断仪，腹部凸阵探头，频率为：voluson E8：1～5 MHz，voluson 730：4 MHz。孕妇取仰卧位，全部经腹扫查。先对胎儿进行基本的生物学检测（双顶径、头围、腹围、股骨长等），以核实胎龄并判断胎儿的生长及发育状况。
先于胎儿腹部近中线矢状切面或斜横切面上显示脐静脉腹腔部分，将取样容积置于脐带入腹腔2 mm以上部位，取样容积＜4 mm，位于脐静脉腔中央，调节声速与血流夹角＜30°，测平均速度及同一部位血管内径。然后在胎儿脐静脉腹腔内段水平，向胎儿头侧追踪，在肝内脐静脉与下腔静脉之间的这段血管，启动彩色多普勒可发现其血流朝向心房，颜色亮度高于周围静脉血流信号，即静脉导管（图1）。将取样容积设置为1~2 mm，置于静脉导管入口处，调节声速与血流方向夹角小于45度，测平均速度及同一部位血管内径(图2）。要在胎儿静息时获取脐静脉和静脉导管的多普勒频谱图，以免胎动和呼吸运动的影响。
由图1知，彩超显示的静脉导管和脐静脉腹腔内段 DV静脉导管、颜色亮度高于周围静脉血流信号，UV脐静脉，SP胎儿脊柱，PL胎盘。
由图2知，正常静脉导管的频谱，典型的静脉导管多普勒频谱图为三相型，呈低阻双峰血流。即心室收缩期波峰“S”波，心室舒张期波峰“D”波，心房收缩期波谷“a”波为正向频谱。
由图3知，胎儿静脉导管频谱（Vs）与孕周的关系。n=60,R=0.727，logy=0.064+0.965x,p=0.000。
由图4知，胎儿静脉导管血流量（Qdv）与孕周的关系。n=60,R=0.884，logy=0.943+0.871x,p=0.000。
由图5知，静脉导管血流量与脐静脉血流量百分比与孕周的关系，r=0.010，相关性小。
由图6知，脐静脉肝内灌注量与脐静脉血流量百分比与孕周的关系，r=0.026，相关性小。
1.3 血流量计算公式
血流公式Q=Vmean×3.14×(D/2)2计算血流量。脐静脉血流速度Vmean=0.5×Vmax，脐静脉血流量Quv=0.5×Vmax.uv×3.14 ×(Duv/2)2。静脉导管血流速度Vmean=0.7×Vmax,静脉导管血流量Qdv=0.7×Vmax.dv×3.14×(Ddv/2)2[3,5]。式中Q位血流量，Vmean为平均速度,Vmax为峰值血流速度，D为血管内径，UV为脐静脉，DV为静脉导管。
1.4 统计方法
采用spss18.0统计软件对研究数据进行处理，对各频谱参数进行相关分析及曲线拟合，采用相关系数r（其值在0~1之间，此数值离1越近，表示两变量间关系越密切）评估静脉导管和脐静脉频谱参数与孕周的相关性，进行t检验。
2 结果
妊娠中期与妊娠晚期胎儿的脐静脉和静脉导管的血流参数有显著性差异，见表1。
（1）脐静脉及静脉导管频谱参数分析共60例。对妊娠中期与妊娠晚期胎儿的脐静脉和静脉导管的各项血流参数的均值进行t检验，P值均<0.001，差异有统计学意义。孕中晚期正常胎儿脐静脉血流峰值速度随孕龄增大而增加及胎儿静脉导管各峰峰值速度均随着孕龄增大而增加。胎儿脐静脉及静脉导管血流量随孕龄增大而增加，对应胎儿脐静脉肝内灌注血流量随着孕龄增大而增加。妊娠中晚期胎儿静脉导管血流量与脐静脉血流量比及脐静脉肝内灌注量与脐静脉血流量比均值进t检验，P值均＞0.05，差异无统计学意义，不随着孕周的增大而增加或减少, 孕17~28周的胎儿，脐静脉分流入静脉导管的血液从50.4%下降到30.7%，然后到孕29周时从31.9%又上升到50.7%,在晚孕期，29~40周的胎儿分配到肝脏的脐静脉血流从的68.1%下降到49.3%，但从妊娠中晚期比较可见脐静脉进入肝脏血流分别为57.97%及60.68%，仍以肝脏占优势。
（2）对静脉导管和脐静脉频谱参数与孕周的相关性进行分析，对各参数与孕周进行曲线拟合（见图3~6），其均为logistic曲线拟合。并对拟合曲线均进行假设检验，P值均小于0.001，说明研究对象选择及研究路线准确。
3 讨论
3.1 脐静脉入肝的血流量随孕龄增长而增加是胎儿正常生长发育的保证
近年研究报道人胎中大部分脐静脉血直接灌注到肝脏，而少部分的血液经静脉导管分流。因为有20%~30%的脐静脉血分流入静脉导管，相应70%~80%的脐静脉血流量灌注到肝脏,为灌注的第一个器官[3]。该研究结果也与之相似，妊娠中晚期脐静脉血进入静脉导管的占42.03%及39.32%。而脐静脉血进入肝脏的血流妊娠中晚期分别为57.97%及60.68%。Bellotti等人[4]研究在正常中晚孕人胎中大约25%~50%脐静脉血流入静脉导管，50%~75%脐静脉血灌注到肝脏。静脉导管的主动调解影响脐静脉进入肝脏的血流分布，无论主动调节（血管收缩）还是被动调解（血压、血液粘度）都是协调肝门部的血流，这使肝脏成为一个非常精细的分水岭区[4]。脐静脉入肝脏血流在维持胎儿生长和发育中起优先作用，如果长期的血氧不足或血容量减少，肝脏就会形成适应机制来减少新陈代谢的需求和循环的重新分配，为了保持胎儿正常生长和发育[6]。在晚期妊娠时，胎儿左半肝接受脐静脉的血，而右半肝接受脐静脉血和门静脉的血。肝动脉血仅小部分（3%~4%）供应肝脏。肝脏的静脉血80%~85%来至于脐静脉，其余部分来至于门静脉[7]。这说明脐静脉灌注到胎儿肝脏的血对于胎儿生长和发育是非常重要的。
3.2 静脉导管是脐静脉血流分流的“调节器”
脐静脉管腔较大，壁较薄，沿胎儿腹前壁进入体内，成为腹腔内段，其借3条途径把静脉血引导至下腔静脉，1支是直接经肝，1支与门静脉汇合入肝，另1支是经静脉导管。胎儿静脉导管是一狭长的喇叭形管道，连接脐静脉腹腔内段和下腔静脉，入口较窄，出口较宽的，彩色多普勒显像其血流朝向心房，颜色亮度高于周围静脉血流信号。静脉导管的波形是由心脏的顺应性、收缩功能和后负荷决定。典型的静脉导管多普勒频谱图为三相型，呈低阻双峰血流(图b)。即心室收缩期波峰“S”波，心室舒张期波峰“D”波，心房收缩期波谷“a”波为正向频谱[7,9]。S波和D波始终为前向血流,其峰值流速随着孕龄的增加而增加，这可能与心室顺应性提高和胎盘生理性阻力指数下降有关[4,10]。静脉导管壁内有一受迷走神经支配的括约肌装置，当括约肌收缩时，大部分血液通过门血窦进入门静脉和肝血窦，而储存于肝内。因此该装置对脐静脉的血液去向有着十分重要的调节作用，从而使母体子宫血管流入胎儿的血流量保持相对恒定，避免胎儿心脏负荷过重[1]。
4 结语
（1）胎儿脐静脉及静脉导管血流量随孕龄增大而增加，对应胎儿脐静脉肝内灌注血流量随着孕周增大而增加。脐静脉入肝脏血流在维持胎儿生长和发育中起优先作用，静脉导管对脐静脉血液分流有着十分重要的调节作用。于妊娠中晚期按孕龄以彩色多普勒检测胎儿脐静脉和静脉导管之血流速度及血流量可辅助判定胎儿生长发育的水平。
（2）静脉导管纤细管径测量误差大，要在彩色多普勒显像下测量内径。由于静脉导管呈喇叭形状，取样位置不同其血流速度也不同，脐静脉上方静脉导管入口处血流速度比进下腔静脉出口处血流速度高，取样部位应在入口处。
参考文献
[1] 顾美皎.现代妇产科学[M].北京：人民军医出版社，2002：127-128.
[2] 乐杰.妇产科学[M].7版.北京：人民卫生出版社，2008：27-36.
[3] Kiserud T,Rasrnussen S,Skulstnd S.Blood flow and the degree of shunting through the ductus venosus in the human fetus[J].Am J O Bstet Gynecol,2000（182）:147-153.
[4] Bellotti M, Pennati G,Gasperi C, et al. Role of ductus venosus in distribution of umbilical blood flow in human fetuses during second half of pregnancy[J]. AM J Physiol Heart Circ Physiol,2000（279）:H1256-H1263.
[5] Jǒrg Kessler, Svein Rasmussen，Keith Godfrey, et al. Fetal growth restriction is associated with prioritization of umbilical dlood flow to the left hepatic lobe at the expense of the right lobe[J].Pediatric Research，2009，66(1):113-117.
[6] Bocking AD, Gagnon R, White SE, et al. Circulatory reponses to prolonged hypoxemia in fetal sheep[J].Am J Obstet Gynecol，1988（159）:1418-1424.
[7] Huisman TWA.Doppler assessment of the fetal venosus system[J].Seminars in perinatology，2001（25）:21-31.
[8] Huisman TWA, Stewart PA,Wladimiroff JW. Ductus venosus blood flow velocity waveforms in the human fetus: A doppler study[J].Ultrasound in Med &Biol，1992（18）:33-37.
[9] Faver Y, Cherif M, Kohler A, et al. The role of fetal nuchal translucency and ductus venosus Doppler at 11-14 weeks of gestation in the detection of major congenital heart defects[J].Ultrasound Obstet gynecol,2003（21）:239-243.
篇8
[关键词] 盆腔炎；成本-效果分析；成本-效用分析
[中图分类号]R711.33 [文献标识码]C [文章编号]1673-7210（2008）05（c）-177-02
急性盆腔炎症（PID）是性活跃期，有月经妇女的常见病。临床表现为下腹痛、发热、阴道分泌物增多，腹痛为持续性，活动或后加重。引起盆腔炎的病原体为：①内源性病原体，以需氧菌及厌氧菌混合感染多见；②外源性病原体主要为性传播的病原体，多为淋球菌、衣原体、支原体感染[1]。我地区主要以需氧菌及厌氧菌混合感染多见。临床治疗盆腔炎一般采用抗生素配合理疗，治疗效果尚满意；也有使用中西医结合治疗，利用中药清热解毒、躁湿止痛作用，增强抗生素消炎杀菌，促进组织炎症吸收、止痛。近年有不少报道运用药物经济学中成本-效果分析相关治疗方案，选择最优治疗[2，3]。我院2004年1月～2006年12月急性盆腔炎门诊患者运用抗生素或抗生素加中药汤剂2种方案治疗，通过回顾分析，利用药物经济学原理成本-效果分析及成本-效用分析2种治疗方案、探讨低成本、高疗效的治疗方案。
1资料与方法
1.1病例来源
本院门诊急性盆腔炎排除前8周内已有PID病史患者。按患者对某种治疗方案的认可分为A、B组。A组64例，年龄18～50岁，平均37.5岁；B组60例，年龄20～50岁，平均38.4岁；临床表现为腹痛、下腹压痛，盆腔检查均有盆腔炎体征。组间在年龄、病情上无显著差异，具可比性。
1.2治疗方法
对于门诊患者初始治疗用药以经验选择，针对我地区主要以需氧菌及厌氧菌混合感染多见，在选择抗生素时，应考虑选用对混合感染菌都具有疗效，因此选用克林霉素。A组60例用克林霉素1.2 g静脉滴注，每日1次治疗；B组64例用克林霉素1.2 g静脉滴注，每日1次，配合本院自拟中药汤剂（盆炎清）口服每次200 ml，每日2次治疗。盆炎清处方组成：入地金牛30 g，蒲公英30 g，白花蛇舌草30 g，地锦草30 g，丹参30 g，元胡15 g，郁金15 g，甘草6 g。功效：清热解毒，活血行气、止痛。中药由患者自煎，复煎共取汁400 ml，分2次口服。
1.3疗效评价
对于采用经验用药的门诊患者，门诊治疗时间不宜过长，如效果不明显应换用其他方法治疗，因此只观察在门诊治疗6 d的疗效。本次采用成本-效果及成本-效用分析，涉及2个指标：效果、效用。
1.3.1评价效果指标选择治愈、好转、无效。总有效率包括治愈率，好转率。
1.3.2评价效用指标效用值是判断效用的指标，是反映生活质量、生命价值或失能程度的指标。效用值可根据生理或心理功能对每一种疾病或不同的健康水平进行量化得到，范围从0~1不等[4]。急性盆腔炎患者中反映其生活质量指标本文中①以腹痛及下腹压痛消失即痛感消失为指标1，自拟量化标准见表1；②有急性盆腔炎患者8周内反复发作达25%[1]，因此以复发率为指标2，自拟量化标准：以复发率25%为0，每降低1个单位复发率计0.02。以2个指标平均量化值作为效用值。
2结果
2.1治疗效果
2组方案治疗效果比较见表2，采用χ2检验，P
2.2效用值
见表3；采用χ2检验，P
2.3药物经济学评价
由于收益计量指标的不同，形成了不同的PE评价分析方法。PE研究的方法主要有4种：最小成本分析、成本-效益分析、成本-效果分析和成本-效用分析[4]。当2组效果无明显差异采用最小成本分析，本文中2组治疗效果有明显差异P
2.3.1成本的组成反映治疗成本包括直接成本、隐性成本、间接成本。隐性成本及间接成本难以计算，在此采用直接成本。直接成本包括检查费（诊金、血常规、尿常规、B超检查费）2组相同，不同的是治疗费、药费。2组平均成本见表4。
2.3.2 成本-效果分析及敏感性分析 成本-效果比（C/E）是指单位效果所花费的成本；增加的成本-效果比（ΔC/ΔE）代表一个方案的成本-效果与另一个方案比较而得的结果，这一比值越低，表明增加一个效果单位所需追加的费用越低，该方案的实际意义越大[4]。影响成本-效果分析的原因主要是药品价格变动，因此选择药费下降10%进行敏感性分析。2组成本-效果及敏感性分析见表5。
2.3.3成本效用评价方法成本-效用比以C/U为评价指标，一般C/U 比值越低，表示方案的取得单位效用所需的成本越低，实施该方案的意义越大。增量成本-效果比值法：以ΔC/ΔU为评价指标。ΔC/ΔU 越低，表示方案产生一份增量效用所需的增量成本越低，该方案越易被人们接受，实际价值也就越大[4]。2组成本-效用分析见表6。
3讨论
本文急性盆腔炎病例并没有排除感染外源性病原体中衣原体、支原体患者，选用的克林霉素对衣原体、支原体感染患者治疗无针对性，2组治疗方案在治疗效果上有显著差异，可能以B组联合中西药治疗，中药汤剂对衣原体、支原体具有治疗作用有关，因此联合运用中西药治疗急性盆腔炎方法值得推广。
成本-效果分析的目的是在成本-效果之间寻找一个最佳平衡点，进行分析时首先考虑效果，再计算成本，在评价治疗方案时应以高疗效作为首要原则，然后才考虑成本。从表4、表5中看出，B组成本高于A组，但B组C/E低于A组，即取得每个单位效果比A方案所用成本费用较低，且增加的成本-效果ΔC/ΔE为0.9元，选择B组治疗方案，每增加1个单位效果就比B组只多付出0.9元，从成本-效果分析的研究，B组方案应是治疗盆腔炎的首选。
成本-效用分析，收益则以效用（人们对接受预防或诊治项目给自身健康状态带来的结果和影响的满意程度）指标描述，并对备选方案的成本和收益进行比较评价的一种方法。在急性盆腔炎患者症状中腹痛、下腹压痛严重影响患者，有急性盆腔炎病史患者复发率也高达25%，这2个因素严重影响急性盆腔炎患者生活质量。选用这2个作为效用评价指标对治疗方案选择具有较高的评价价值。从表6看出，B组C/U低于A组，即取得每个单位效用比A方案所用成本费用较低，且增加的成本-效果ΔC/ΔE为0.91元，选择B组治疗方案，每增加1个单位效果就比B组只多付出0.91元，从成本-效用分析的研究，B组方案也应是在治疗盆腔炎的首选。
以往报道[2，3，5]都是2种或以上抗生素联合应用，本文只用单一抗生素，有效地避免联合用药所发生的不良反应；都是单一用成本-效果分析评判治疗方案，本文增加使用成本-效用分析评判治疗方案，选择的治疗方案在临床治疗中更具有普遍意义。
通过上述讨论从2组用药治疗方案比较：在有效率上B组与A组具有显著的差异性；在成本-效果分析及成本-效用分析B组多采用的治疗方案都具有实施意义，不失为经验治疗急性盆腔炎的较佳方案。运用药物经济学原理对治疗方案的分析对指导临床合理用药，探讨低成本、高疗效减轻患者负担的治疗方案具有指导意义。
[参考文献]
[1]丰有吉，沈铿.妇产科学[M].北京：人民卫生出版社，2005.275.
[2]周波林.治疗盆腔炎2种用药方案的成本-效果分析[J].淮海医药，2007，25（2）：123.
[3]缪国娟，俞静玉,薛英.急性盆腔炎三种治疗方案的成本-效果分析[J].医药导报，2003，22（5）：346.
[4]丁玉峰，吴方建.药物经济学理论及应用[J].中国药师，2004，9（7）：677.
[5]张淑芬,邢允光.急性盆腔炎80例临床分析[J].中国现代医生,2007,10，43.
篇9
关键词：就业率；计量经济学；影响因素
一、文献综述
较低的就业率既对社会的安定和谐产生不好影响，又阻碍了经济的发展，所以，对影响我国就业率的主要因素的研究具有非常重要的现实意义。
黄艳（2010）在《影响我国就业因素分析》一文中从影响就业的宏观层面考虑，在中国经济统计数据网上选取1989年至2008年包括国内生产总值、国家财政支出、居民消费水平等数据，进行分析。得出国内生产总值是影响我国就业率的主要因素之一，为本文模型的建立提供理论依据。
黄志云（2006）在《影响我国就业的因素分析及解决措施》一文中认为要解决就业必须转变就业观念，进一步促进经济增长，建立并完善社会保障体系等。完善社会保障体系，不仅要加强居民最低生活保障制度，还要保证最低平均工资，要掌握好平均工资与就业率之间的关系。
此外，西方经济学家关于就业理论也做了很多研究，首先是凯恩斯的就业理论：在没有政府干预的情况下，不能通过市场作用的自我调节达到"充分就业"，面对失业问题，凯恩斯提出了一系列有政府刺激经济、扩大有效需求的宏观改革措施。其次是最典型的"菲利普斯曲线"，它主要描述了失业与通货膨胀之间的替换关系。失业率越高，通货膨胀率越低；失业率越低，则通货膨胀率越高。最后是奥肯定律，这一定律认为，GDP每增加2%，失业率大约下降一个百分点，同时就业率随着GDP的增加而增加。
二、模型的建议
1、变量的确立
根据我国的国情和经济学的有关理论，本文选取了影响我国就业率的三个变量，分别是国民生产总值、工资水平和通货膨胀率。选这三个变量的主要依据如下：首先根据奥肯定律：国民生产总值变化与失业率间的关系，说明在经济繁荣时期，失业率低，就业率水平高；在经济萧条时期，就业水平低，失业率高。可见国民经济水平的提高或降低直接影响就业率的重要因素。其次，工资刚性理论认为：工资可以对劳动力供求的变化做出反应，但其调整过程是非常缓慢的，正因为这种滞后性影响失业率的上升或下降，从而影响就业率的变化。因此在研究就业率的时候工资水平也是重要因素。最后，菲利普斯曲线表示通货膨胀与失业率之间的相互关系。在短期内，通货膨胀与失业率呈反向关系，既低水平的失业率伴随着高水平的通货膨胀率。因此，通货膨胀率也是影响就业率的主要因素。
2.模型的确立
根据以上理论分析，模型可建立为：
Y=%[0+%[1X1+%[2X2+%[3X3+%e
其中，Y表示就业率；
x1表示国内生产总值；
x2表示平均货币工资；
x3表示通货膨胀率；
u为随机干扰项；
3.模型数据（资料来源：《中国统计年鉴》和《中国劳动》1985-2000）
三、参数估计
运用eviews软件对数据进行OLS估计，得出方程如下：
Y=79.50618318+6.006334741*X1+0.0002342325*X2+3.608958283*X3
（1.8382） （0.6624） （2.1418）
从回归方程的结果中得出了R2值为0.9714，调整后的R2＝0.9642，DW值为0.9530，F值为136.87，以及各个系数的T值等，这些都是模型最初的参数估计。
四、模型检验
1、经济检验：根据最小二乘法得出了模型的初步方程
从回归方程中看出：国民生产总值、平均工资以及通货膨胀率的系数均为正，意味着这三个解释变量越高，就业率就越高。初步通过经济意义检验。
2、统计检验
（1）拟合优度检验：R2=0.971704，调整后的R2=0.964255；可以看出拟合优度较高，通过该检验。
（2）F检验：给定一个显著水平#?0.05，方程中F=135.8781，查F表得到一个临界值F0.05(3,16)=5.29，F>F#叮蛲ü煅椤?
（3）T检验：给定一个显著水平#?0.05，方程中X1的T=1.838209；X2的T=0.662497；X3的T=2.141874；查表得出T（#?2）(16)=1.771 , T>T#叮薠2没有通过检验，其他变量都通过检验。
3、计量经济学检验
（1）异方差检验： 用GQ检验该模型是否存在异方差。将16个样本分成两组，16-4=12,12/2=6，因此以1985-1990为第一组数据，1995-2000为第二组数据，选取解释变量X1排序，分别做回归。
得出SE1=0.227966，SE2=0.308757；
计算F统计量：F=0.308757/0.227966=1.3543；在5%的显著水平下，F（0.05）（4,19）=5.29；说明该模型不存在单调递增型异方差。
（2）多重共线性检验：对Y分别关于X1、X2、X3做最小二乘回归，分别回归后我们发现X1的可决系数最大，因此选定X1作为模型的第一个解释变量，再逐步回归。逐步回归中发现，加入变量x2时，可决系数变化不明显，因此剔除解释变量x2。得出以下方程。
Y=79.50618318+8.151591899*X1+3.34593275*X3
五、结论与建议
通过以上计量经济学的分析我们得出：1、总体来说，我国虽然面临着巨大的就业压力，但是就业率比较稳定。2、影响我国就业率的最主要因素是国内生产总值，其次是通货膨胀率。3、平均货币工资水平对我国的就业率影响不大，这与我国劳动力市场供大于求以及职工工资水平基本相差不大有关。4、经济的持续、稳定增长是提高我国就业率的关键。
根据测量结果提出相关建议：首先，我国需要采取一个适度的通货膨胀率政策。通货膨胀率对我国就业率的影响是不可忽视的，根据上面的计量分析，通货膨胀率每上升一个百分点，可是我国就业率上升3.58%。考虑到通货膨胀率增长对就业率和社会的影响，我国可以采取3%-7%的通货膨胀率。其次，保持经济持续、稳定的增长，是就业率提高的关键。根据上述计量分析，国内生产总值每增加1千亿元，就可使我国就业率水平增加7.88%。最后，实施积极的就业政策，采取各种有效措施，大力促进就业。对产业政策进行调整，重视发展具有比较优势和市场潜力的劳动密集型企业，特别是就业容量大的服务型企业和中小企业。
参考文献：
[1]李子奈，潘文卿.计量经济学[M]北京：高等教育出版社，2006.
[2]黄艳.影响我顾就业因素分析[J]现代商贸工业，2010.08.
篇10
关键词：烤烟；钾肥；经济性状；化学成分；评吸质量
中图分类号：S572.062文献标识号：A文章编号：1001-4942（2016）10-0107-04
烟草是典型的喜钾植物，钾能促进酶的活化，生物体内有60多种酶需要钾离子作为活化剂[1]。烤烟含钾量也是重要品质指标之一，它影响烟叶的燃烧性、香气味以及卷烟制品的安全性等多个品质性状[2]。钾以离子或盐的形态存在于植物体内，其对于碳水化合物的合成和细胞间营养物质的运输有重要作用，能促进光合作用，有利于氮、磷等元素的吸收，使氮和烟碱的含量相对稳定[3-6]。国内外研究表明，钾素能够影响烟草产量和质量，它对烤烟品质的改善是多方面的，且其作用不能用其他无机离子替代[7-15]。同时，钾也是一种活性元素，容易流失和被土壤固定，所以利用率低，易造成烟叶含钾量低和植烟土壤缺钾现象。目前，我国烟叶含钾量与20世纪60-70年代相比已有较大提高，但与美国、津巴布韦等国家相比还有不小的差距[16]。本试验针对福建中烟工业有限责任公司云南部分特色优质烟叶基地烟株生长缺钾的普遍情况，通过小区试验，研究了不同钾肥施用量对烤烟主要经济性状、化学成分和感官评吸质量的影响，以期找到适宜的钾肥施用范围，为指导生产提供参考。
1材料与方法
1.1试验地概况及材料
试验于2013年在云南昆明宜良耿家营福建中烟特色优质烟叶基地单元示范区进行（N25°1′58″，E103°14′18″）。试验地土壤为红壤，pH值5.76，有机质含量3.68%、速效氮135.6 mg/kg、速效磷27.39 mg/kg、速效钾154.82 mg/kg。供试烤烟品种为云烟87。试验用肥料为硝酸铵、普通过磷酸钙、硫酸钾。
1.2试验设计及方法
试验共分5个钾肥水平，分别为：对照（CK）：不施钾肥；T1：K2O用量75 kg/hm2；T2：K2O用量150 kg/hm2；T3： K2O用量225 kg/hm2；T4：K2O用量300 kg/hm2。每小区植烟180株。各处理施氮量（纯氮）均为75 kg/hm2，其中N∶P2O5 =1∶1（质量比）。普通过磷酸钙、硝酸铵全部作基肥施用，硫酸钾40%作基肥，60%作追肥。烤烟移栽后45天，采用在烟株基部两侧穴施的方法追施硫酸钾肥，若遇土壤墒情较差，穴施后每株浇水0.5～1.0 kg。其余按优质烟生产规范措施管理。
1.3测定项目及方法
1.3.1产值量测定各处理小区分别采烤，按国标GB 2635―1992分级测产记值。
1.3.2烟叶化学成分检测分别取各处理X2F、C3F、B2F烟叶0.25 kg切丝后送福建中烟技术中心中心实验室进行常规化学成分流动分析检验。烟叶内化学成分如总糖、还原糖、烟碱、总氮、钾和氯，分别按照烟草行业标准 YC/T 159―2002、YC/T 161―2002、YC/T 217―2007、YC/T 162―2011和YC/T 160―2002进行检测。
1.3.3烟叶评吸感官评价方法采用 NY/YCT 008―2002标准，由5～7名专业评烟委员，对各处理X2F、C3F和B2F单料烟进行打分盲评，然后取其平均值。评吸项目为香气质、香气量、余味、杂气、刺激性、燃烧性、灰色[17]。
1.4数据处理
采用 Microsoft Excel 2007 软件进行数据统计分析处理。
2结果与分析
2.1施钾对烤烟经济性状的影响
如表1所示，施用钾肥对烤烟产量、产值、上等烟比例、上中等烟比例及均价的影响趋势基本一致，影响大小均表现为T2>T3>T1>T4>CK， T2处理对烤烟经济性状的提高最为明显，但各施钾处理间差异并不十分明显。随着施钾量的增加，烤烟的经济性状先上升后略有下降，这表明烤烟的生长需要适宜的钾肥水平，超过适宜的施钾范围后，不仅会增加生产成本，也会影响烤烟的经济性状。
2.2施钾对烤烟化学成分的影响
不同施钾量对烟叶化学成分的影响如表2所示，施钾处理的下部烟叶X2F的总糖、还原糖含量明显低于对照，中部叶C3F和上部叶B2F的总糖、还原糖含量略低于对照；施钾处理的X2F和C3F烟叶总氮、烟碱、钾含量明显高于对照；与对照相比，施钾处理对B2F烟叶总氮含量影响不明显，但是明显提高了烟碱和钾含量。施钾处理除略微增加了X2F的氯含量外，对C3F和B2F烟叶氯含量的影响不明显。
就烟叶化学成分的协调性来看，一般认为还原糖含量16%～22%、总氮含量1.9%～2.1%，烟碱含量为2.4%～2.6%、氮碱比为0.8～1.0、糖碱比为 6～10、钾氯比≥8.0时，烟叶品质最好[18-21]。T2处理下部烟叶X2F总氮含量处于最适范围，糖碱比和氮碱比最接近最适范围，且钾氯比最高；施钾处理虽然对中部烟叶C3F和上部烟叶B2F各化学成分含量的影响不十分明显，但T2处理钾氯比最高。
2.3施钾对烤烟评吸质量的影响
不同施钾量对烟叶的评吸质量有一定的影响，提高了烟叶的香气质和香气量（表3）。增施钾肥处理提高了下部叶X2F的香气质和香气量，减少了刺激性，其中， T2处理的香气量、香气质、余味和杂气得分最高。各处理对X2F烟叶评吸质量影响的得分排序为T2>T3>T1> T4>CK。
增施钾肥提高了中部叶C3F的香气质、香气量和余味舒适度，其中， T2处理的香气量、香气质和杂气得分最高。各处理对C3F烟叶评吸质量影响的得分排序为T2>T3>T4>T1>CK。
增施钾肥处理提高了上部叶B2F的香气质和香气量，减少了杂气和刺激性，其中， T2处理的香气质、香气量和余味舒适度得分最高。各处理对B2F烟叶评吸质量影响的得分排序为T2>T3>T1>T4>CK。
3讨论与结论
确定适宜的钾肥施用量有利于保障烤烟生产的适产和优质，降低生产成本。本研究结果表明，在T2处理即K2O用量为150 kg/hm2且氮钾施肥比例为1∶2时，烤烟的经济性状最好、化学成分最为协调、感官评吸质量最高。施钾量的增加明显促进了烤烟的产量、产值、上等烟比例和上中等烟比例的提高，但当施钾量超过150 kg/hm2后，烤烟的各经济性状增长速度反而变慢甚至下降，这可能是钾素过多，造成烤烟对氮素的吸收产生了一定拮抗作用，导致烟株对氮吸收、蛋白质合成的代谢过程受到影响，最终影响烤烟经济性状[22]。适宜的施钾量处理可使烟叶钾含量提高，氮碱比下降，钾氯比相应提高，烟叶化学成分更加协调；同时使烟叶的香气质和香气量得到提升，减少了杂气和刺激性，使烟叶感官质量得到改善，工业可用性进一步提高。
参考文献：
[1]
沈其荣. 土壤肥料学通论[M]. 北京： 高等教育出版社，2001.
[2]韩锦峰， 朱大恒， 刘华山. 我国烤烟含钾量低的原因及解决途径[J]. 河南农业科学， 2010（2）： 32-36.
[3]Marschnor H. 高等植物的矿质营养[M].第二版. 北京： 中国农业大学出版，2001：207-209.
[4]Tso T C. Production， physiology and biochemistry of tobacco plant[M]. Beltsville：Ideals lnc.， 1990： 294-297.
[5]Hutchinson T B Jr， Woltzw G， Mccaleb S B. Potassium-sodium interrelationships. I. Effects of various rates and combinations of K and Na on yield， value， and physical and chemical properties of flue-cured tobacco grown in field and greenhouse[J]. Soil Sci.， 1959， 87： 28-36.
[6]李荣春， 李佛琳， 徐琼华. 钾对烤烟叶片解剖结构的效应及其品种差异[J].中国烟草科学， 2001， 22（2）： 39-41.
[7]刘国顺， 叶协锋， 王彦亭， 等. 不同钾肥施用量对烟叶香气成分含量的影响[J]. 中国烟草科学， 2004， 25（4）： 1-4.
[8]于建军， 李国栋，李世勇，等. 烤烟矿质元素含量、静燃速率与烟气成分的相关分析[J].河南农业大学学报， 2000， 34（4）： 355-357.
[9]Hawks S N Jr， Collinsw K. Principles of flue tobacco production[M]. N.C. State Univ.， 1983： 141-144.
[10]王敬国.植物营养的土壤化学[M]. 北京： 北京农业大学出版社， 1995： 107.
[11]郑宪滨， 张正杨， 邢国强， 等. 追施钾肥对烤烟叶片和土壤钾含量的影响[J]. 安徽农业科学， 2008， 36（1）： 225-226.
[12]王丽平. 几种主要土壤不同粒级颗粒供钾能力的研究[D]. 武汉： 湖北中医学院， 2001： 23-26.
[13]Leggett J， Sim D R， Gossett D R. Potassium and magnesium nutrition effect on yield and chemical composition of burley tobacco leaves and smoke[J]. Canadian Journal of Plant Science， 1997， 57（1）：159-166.
[14]Chaplin J R. Production factors affecting chemical compounds of the tobacco leaf[J]. Recent Advances of Tobacco Science， 1980， 6： 3-63.
[15]许明祥， 赵允格， 赵伯善. 施钾水平对烟叶含钾量的影响[J]. 西北农业学报， 2000， 19（4）： 67-70.
[16]涂永高， 蒋石香， 张光强， 等.不同施钾量对烟叶产量与质量的影响[J]. 现代农业科技， 2008（2）： 118-110.
[17]国家烟草专卖局， 全国烟草标准化技术委员会编. 烟草技术标准汇编（七）[M]. 北京： 中国标准出版社， 2003.
[18]金闻博， 戴亚， 横田拓， 等. 烟草化学[M]. 北京： 清华大学出版社， 2000.
[19]闫克玉. 烟草化学[ M]. 郑州： 郑州大学出版社， 2002.
[20]肖协忠. 烟草化学[M]. 北京： 中国农业科技出版社， 1997.
