計量經濟學分析范文
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篇1
關鍵詞：貝葉斯計量；先驗分布；后驗分布；伸縮性
Zellner的《An Introduction to Bayesian Analysis in Econometrics》一書的出版標志著貝葉斯計量經濟學的真正誕生。該書較為全面地闡述了貝葉斯計量經濟學的大多數專題，其中包括回歸模型中的大多數問題、聯立方程模型和時間序列模型等的貝葉斯計量方法。
此后，研究貝葉斯計量經濟學的文獻開始大量出現。當代許多杰出的計量經濟學家如Geweke,Litterman ,Dempster, Sims, Maddala ,Chib等都應用貝葉斯計量經濟學解決經濟問題。Qin（1996）對貝葉斯計量經濟學理論發展進行了回顧。Poirier（2006）對國外1970―2000年間幾種重要的期刊在經濟和計量經濟學文章中使用的貝葉斯方法數量發展速度進行了回顧。國內研究貝葉斯理論的人員很多，但是研究貝葉斯計量經濟學的文獻并不是很多，只有朱慧明、韓玉啟（2006）研究了貝葉斯計量經濟學的幾個重要專題，并深入地進行了討論。雖然貝葉斯計量經濟學作為一種科學的數據分析的方法早已經存在，但貝葉斯計量經濟學分析應遵循的基本框架是什么？本文就此分八個部分進行闡述，并對其發展和應用前景進行展望。
一、貝葉斯學派與經典學派之間的差異及其分析的優點
統計學發展過程中產生了兩個主要學派：經典學派與貝葉斯學派。經典學派又叫頻率學派，其發展已有幾百年的歷史。而貝葉斯學派的發展歷史不過0多年，在貝葉斯學者的努力下，打破了經典統計一統江山的局面，兩個統計學派共同發展起來，而且不同的派別各自有大量的追隨者（茆詩松，1999）。
貝葉斯學派與經典學派之間的差異是明顯的。首先，兩個學派的核心差別是對于概率的不同定義。經典學派認為概率可以用頻率來進行解釋，估計和假設檢驗可以通過重復抽樣來加以實現。而貝葉斯學派認為概率是一種信念。結合這種信念加以假設檢驗（先驗機會比），當數據出現以后就產生后驗機會比。這種方法結合了先驗和樣本信息輔助假設檢驗。其次，兩者使用的信息不同。經典學派使用了總體信息和樣本信息，總體信息即總體分布或總體所屬分布族的信息，樣本信息即抽取樣本(數據)提供給我們的信息。而貝葉斯學派除利用上述兩種信息外，還利用了一種先驗信息，即總體分布中未知參數的分布信息。兩者在使用樣本信息上也有差異，經典統計對某個參數的估計說是無偏的，其實是利用了所有可能的樣本信息，貝葉斯學派只關心出現了的樣本信息。而且貝葉斯學派將未知參數看作是一個隨機變量，用分布來刻劃，即抽樣之前就有有關參數問題的一些信息，先驗信息主要來自經驗和歷史資料。而經典統計把樣本看成是來自具有一定概率分布的總體，所研究的對象是總體，而不局限于數據本身，將未知參數看作常量。
貝葉斯方法的優點很多。例如：與頻率方法比較貝葉斯方法充分利用了樣本信息和參數的先驗信息，在進行參數估計時，通常貝葉斯估計量具有更小的方差或平方誤差，能夠得到更精確的預測結果；貝葉斯PD（最大后驗）置信區間比不考慮參數先驗信息的頻率置信區間短；貝葉斯方法能對假設檢驗或估計問題所做出的判斷結果進行量化評價，而不是頻率統計理論中的接受、拒絕的簡單判斷；在基于無失效數據的分析工作，貝葉斯統計有著更大的優點（韓明，200）。
二、貝葉斯定理的表述
貝葉斯方法的一個關鍵元素是貝葉斯定理，通常又叫反概率原理。當先驗分布和后驗分布都是連續形式時：用θ表示我們關心的參數向量或矩陣，用y表示來自聯合密度函數f(y∶θ)的樣本觀測值向量或矩陣，聯合密度函數又可以寫成f(y｜θ)，函數f(y｜θ)在代數上等同于θ的似然函數，它包含了關于θ的所有樣本信息，在貝葉斯理論中由于θ是隨機變量，f(y｜θ)是給定θ的條件下y的條件密度函數，而且有h(θ,y)=f(y｜θ)π(θ)=π(θ｜y)f(y)。其中h是θ和y的聯合密度函數，π是θ的先驗密度函數，它包含了關于θ的非樣本信息，通常將上式重新排列得到結果π(θ｜y)=f(y｜θ)π(θ)f(y)。由于f(y)是與θ無關的一個常數，上式可寫成：π(θ｜y)∝f(θ｜y)π(θ)，其中∝表示“與……成比例”，若用文字表述就是：后驗密度∝似然函數×先驗密度。這就是貝葉斯定理的連續形式，它把先驗信息、樣本信息和總體信息融為一體。
貝葉斯后驗均值估計的最基本特性是伸縮性(shrinkage)。當似然函數的精度h0較大時，后驗均值主要受樣本均值支配；相反，當先驗精度h1較大時，后驗均值主要受先驗均值支配。這就是為什么貝葉斯估計通常取先驗精度較低的原因（方差給得較大），也可以看出貝葉斯估計在調整先驗精度下可以達到經典估計的效果，從某種意義上說經典估計是貝葉斯估計的特殊形式。通過兩種精度的調整達到對后驗均值的估計叫做伸縮性估計特性，所有貝葉斯估計的均值都具有伸縮性估計這個特性。
三、先驗分布理論的研究
從上面已經看出，似然原理在貝葉斯學派和經典學派都有應用，而區別在于解釋不同。除了似然原理外，貝葉斯定理得到后驗分布的另外一個元素就是參數θ的先驗分布。先驗分布是后繼貝葉斯推斷的基礎和出發點，是貝葉斯學派研究的重點問題之一，也是貝葉斯理論有爭議最多的部分。先驗分布大體可以分為擴散先驗（diffuse prior）分布和共軛先驗(conjugateprior)分布兩大類。此處的擴散先驗即一般文獻中的無信息先驗分布（noninformative prior）。當然無信息先驗分布并非一無所知，實際包含許多信息，至少知道該參數是位置參數還是尺度參數。共軛先驗分布是指這個先驗分布與似然函數相乘后，得到的分布與先驗分布函數形式一樣，即屬同一個分布族。這種先驗的好處是，當一個新的樣本被觀察后，關于參數θ的后驗分布有同樣的解析形式，只需帶入超參數和樣本值，就可以計算出后驗的均值和方差。
參數的先驗分布的選取方法之一是貝葉斯假設，即假設參數的先驗分布在取值范圍內是均勻分布的：若將θ的取值范圍記為，并略去密度取值為0的部分，則參數θ先驗分布密度函數為：π(θ)∝a constant時，這時先驗叫improper prior 或叫flatprior 。因為這個分布積分不為1（概率公理不滿足）。
通常，貝葉斯假設在參數變換下并不滿足不變性的要求，即變換后的分布不再服從均勻分布。如果參數θ選取均勻分布作為其先驗分布，根據貝葉斯假設，θ的函數π(θ)也應選取均勻分布作為其先驗分布，然而由θ服從均勻分布這一前提，往往導不出π(θ)也服從均勻分布。例如正態總體標準差為σ，它的參數空間是(0,∞)，為能變換，我們選取貝葉斯假設σ～U(0,1)，即f(σ)=1，0＜σ＜1，其它情況密度為0，取它的一個變換η=σ2，這是一一變換，根據隨機變量函數的變換，g(η)=f(σ)×1/2σ=1/2σ，可以看出η的密度已不是均勻分布了，而是與隨機變量σ有關了。
針對貝葉斯假設在變換下并不滿足不變性，effreys（1961）建議對于參數在有限范圍內或-∞到+∞范圍內取任意值，它的先驗分布應取成均勻分布，若它的可能取值范圍是從0到∞之間，則它取對數后的先驗分布應是均勻分布。所以位置參數的先驗應與一個常數成比例，尺度參數應與自己的逆成正比，例如來自正態分布N(μ,σ2)的樣本的擴散先驗應為π(μ,σ)∝1/σ。effreys（1961）根據不變性的要求，又提出了一種基于Fisher信息陣的多參數模型擴散先驗分布選擇方法。若令L(θ)為似然函數，effreys認為參數先驗分布應與Fisher信息陣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)詳細研究了effreys先驗分布能夠滿足的各種不變性要求。所以在貝葉斯計量經濟學中討論位置參數θ的擴散先驗應為π(θ)∝1,θ∈，尺度參數的擴散先驗分布為π(θ)∝1/θ,θ＞0；對于正態分布N(μ0，σ2),μ0已知，σ＞0未知，此時標準差σ是尺度參數，那么標準差σ的擴散先驗分布應為：π(σ)∝1/σ,σ＞0。對于正態分布N(μ,σ20),σ20已知，此時μ是位置參數，那么其擴散先驗分布應為π(μ)∝1,μ∈R。位置――尺度參數的聯合擴散先驗分布形式
四、貝葉斯點估計
參數的后驗密度概括了參數的所有信息。因此，一旦得到參數的后驗密度，就可以對參數進行研究。在確定參數的具體值（點估計）時，就要依據某個準則來決定哪一個值最佳。若最佳估計值的選取依賴于用來估計真參數θ時所造成的損失。一般來說，當估計值離參數真值θ越遠，損失就越大。描述點估計與真參數θ間的函數L(θ,)稱為損失函數。常用的損失函數是二次損失函數L2=c(-θ)2和線形損失函數L1=c｜-θ｜，其中c是一個正的常數。要獲得點估計值，需要考慮某種損失函數形式使損失最小，要使所有類的損失函數都能達到最小的，只有=θ；然而，真實參數θ是未知的，這種方法明顯不行。為了克服這一困難，在θ的所有可能值上加權平均（或期望）損失最小，權數為后驗密度函數π(θ｜y)，因而，一個貝葉斯點估計值就是使期望后驗損失最小的值。這里，期望后驗損失由下式給出Eθ｜y［L(θ,)］=∫L(θ,)π(θ｜y)dθ，對于二次損失函數L2，后驗分布的均值就是使上式達到最小的點估計值，因為Eθ｜y［L2(θ,)］=∫c(-θ)2π(θ｜y)dθ，為使上式達最小的值，對上式求導得dd{Eθ｜y［L2(θ,］}=∫2c(-θ)π(θ｜y)dθ，令上式為零便得的最小值，∫π(θ｜y)dθ=∫θπ(θ｜y)dθ。 由密度函數的性質知上式左邊積分號的內容等于1，因此二次損失函數下的θ的點估計值就是后驗密度的均值（期望）：=E［θ｜y］=∫θπ(θ｜y)dθ 。在貝葉斯計量經濟學中，只要對后驗分布求期望就能得到參數的點估計值。
五、貝葉斯區間
我們在經典統計下討論置信區間和參數時，都是說這個區間覆蓋參數的可能性，而不說這個參數在這個區間內，因為這里隨機變化的是區間而不是參數。當說一個參數有90%的把握落在某個區間內，這種說法經典統計是不容許的，因為經典統計認為參數是固定的；只能說90%的機會覆蓋這個參數；而貝葉斯學派可以說某個參數落入某個區間的概率。這是因為貝葉斯學派認為參數是個隨機變量，有一個概率分布。而只有在得到貝葉斯后驗分布時，才用區間覆蓋某個參數這種說法。為了與經典學派相區分，貝葉斯學派用可信區間而不是置信區間，可信區間來自后驗分布。
所以當θ的后驗分布π(θ｜y)獲得以后，立即可以計算出θ落入某個區間［a,b］內的后驗概率。p(a＜θ＜b)=∫baπ(θ｜y)=1-α，滿足這個式子的a,b不唯一（單峰型的密度函數中是唯一的），因此需要依據某些準則來選擇這個區間。一種可能是，要求所選區間內的每點的后驗密度函數值都大于區間以外點的密度函數值。具有這種性質的區間叫做最大后驗密度（PD）。反之，若給定1-α的概率，要找一個區間［a,b］，使上式成立，這樣求的區間就是θ的貝葉斯可信區間。
六、貝葉斯假設檢驗
抽樣理論中的假設檢驗是通過設置兩個假設0和1，和一個適當的統計量，根據此統計量的值是否落入臨界區域內決定每個假設被接受還是拒絕。貝葉斯假設檢驗是根據零假設0下的設定值是否以預先指定的概率落入PD區間，來決定接受或是拒絕零假設。常用的貝葉斯假設檢驗是利用后驗機會比（posterior odds）。這種方法通過計算每種假設下的后驗概率P(0｜y)和P(1｜y)得到后驗機會比01，01=P(0｜y)P(1|y) 。這一比率給出了0相對于1的優勢。利用后驗機會比進行假設檢驗，與其說是假設檢驗還不如說是“比較”。從上面可以看出，貝葉斯假設檢驗不要求接受或是拒絕某個假設，因為后驗機會比就足以說明問題。后驗機會比01大于1表明支持原假設，后驗機會比小于1表明接受1，后驗機會比01約等于1時須重新搜索信息，不宜做出判別，這種后驗機會比01也適合多重假設檢驗，這是經典統計辦不到的。
七、貝葉斯預測
許多情況下，給定樣本信息y后，我們希望對其它還未觀測到的未來值y進行預測。在貝葉斯方法中，給定樣本信息后能夠求得還未觀察值的分布，我們稱之為預測分布。令y為還未觀察到的向量，y和參數向量θ在
們就可以對未來參數進行點預測和區間預測了。
八、貝葉斯計算方法
盡管貝葉斯推斷模式簡單，并且概率形式優美。然而，在貝葉斯分析中，一般只知道后驗分布密度函數的核，而難以獲得具體的邊緣密度函數和條件密度函數，也很難找到累積分布函數的數值分位點，計算邊緣后驗分布密度函數和條件密度函數的困難是阻礙貝葉斯方法應用廣泛的最大障礙。對于貝葉斯后驗分布的高維問題，通常的格點搜索方法和拉普拉斯算法都不是很有效。而蒙特卡洛方法對這類問題較為強勁，且一直受到計量經濟學家的關注(朱慧明、韓玉啟,2006)。然而，這些方法的實現，需要依靠復雜數值的解析近似技術及相應的軟件支撐。
目前，在貝葉斯分析中應用最為廣泛的是MCMC方法，而MCMC方法主要有兩種：Gibbs抽樣方法和Metroplis-astings方法。能夠支持這種運算的軟件和應用程序已經有很多被開發出來，例如WinBUGS通常專門用來實現MCMC，還有一些在軟件中加入貝葉斯模塊，例如 RAS、S-Plus 和Matlab等。盡管MCMC方法應用廣泛，但很難判斷何時馬爾科夫鏈已經漸近收斂于平穩分布，所以對MCMC方法收斂性的研究一直是個重要課題。從某種意義上說，貝葉斯研究帶動了計算技術的發展。
通常一個完整的貝葉斯計量經濟學問題的分析結構都應包括上述八個步驟的討論，當然具體問題還要具體對待。展望未來貝葉斯計量經濟學仍然是一個值得大量研究的領域，例如，面板數據分析中的隨機系數模型和時變參數模型，若是給定先驗分布就是一個貝葉斯問題；單位根檢驗也是貝葉斯方法大有用武之地的領域,很多計量經濟學家都對其進行了研究，并且提出了不同的觀點，得出了宏觀經濟數據的不同單位根檢驗的結果；缺失數據的分析天然地與貝葉斯方法結合比較緊密，它本身就是對未知值的一種信念。越來越多的文獻目前關注著貝葉斯方法的發展和貝葉斯方法在計量經濟學文獻中的應用。
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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
關鍵詞：農村居民收入；影響因素；實證分析；保障民生
1 引言
自改革開放以來，我國經濟快速發展，人民生活水平不斷提高，但是農村的經濟發展和農民生活水平的提高存在著很大的問題，農民增收較慢造成了城鄉居民收入差距過大，導致了城鄉發展不平衡，這是制約我國社會發展的一個重大問題。農民增收是“三農問題”的核心之一，只有切實保障農民的收入，農民的生活水平才會有所提高，農業才能有所發展。山東省作為一個農業大省同時又是經濟大省，農村人口約占總人口的60%，農業產值占地區總產值的比重較高，農業的發展對地區經濟的發展有著重大的影響，而農民是發展農業的基礎，農民的收入關系著地區農業的發展，關系著新農村的建設，分析農村居民收入的影響因素有利于我們做出正確的政策建議，幫助農民增收，減少城鄉差異，促進社會的穩定發展。本文通過山東省歷年支農支出、農業總產值、農業生產資料價格指數等因素的變化情況對1990至2006年的農村居民總收入進行分析，找出影響收入的主要因素，提出政策建議。
2 文獻綜述
根據選題，我進行了相關文獻的閱讀。利用中國學術文獻網絡出版總庫搜索引擎，搜索到很多相關文章，現將與本文方向接近的文獻總結如下。
涂建邦在《基于多元線性回歸模型的農村居民收入增長分析――以安徽省為例》一文中，通過對安徽省農村居民的人均工資收入、人均轉移性和財產性收入、農林牧副漁人均產值等變量分析，得出的結論為，工資性收入對農民增收有著很大的影響，應積極引導農村剩余勞動力進城務工，擴大農民收入方式，并且應加大財政扶持力度，保證農民增收。
張海燕在《基于多元線性回歸模型的四川農村居民收入增長分析》一文中，通過變量的分析，發現農村居民的收入主要還是依靠農產品的交易，認為政府應該穩定農產品價格，確保農村居民最基本的收入，大力發展非農業，拓寬農民增收方式，并且通過財政補貼的手段，完善惠農政策，構建民生工程。
李翠芝在《農村居民收入影響因素的分析與探討》一文中，對農村居民的文化程度、家庭人口數量、機械化程度等變量進行分析，更加全面地分析了影響農村居民收入的因素，除了要防止“谷賤傷農”這個問題之外，文章中認為，農村居民的收入與農地經營收入、農業現代化以及農民文化程度有著密切聯系，國家應該從各個方面來促進農民增收，增收不僅僅是增加收入，更應該提升農村居民的生活質量。
鄧逸、陳蓉、華嬌在《我國農村居民收入增長的特征及原因分析》一文中，分析了農村居民增收的障礙，主要有農民工工資增長機制仍不完善、農業增收緩慢制約家庭經營收入增長土地政策、金融市場發展落后制約財產性收入增長等，在增收措施中，文章還提到，應拓寬金融投資渠道、完善社保制度等，這對實際政策的實施有著較強的借鑒意義。
本文在文獻的基礎上，對支農支出、農產品生產資料價格、商品零售價格、農村就業人數等變量進行分析，完善影響收入的因素，旨在提供更為全面的政策建議。
3 模型設定
3.1 變量的選取
3.1.1 被解釋變量 我選取了山東省農村居民人均每年總收入當做被解釋變量，原始數據由山東省統計年鑒獲取。
3.1.2 解釋變量 通過閱讀文獻跟有關資料發現農村居民收入與財政支出、零售產品價格、農產品生產資料價格、農業總產值等因素有關，我通過總結與篩選，選取了山東省支援農業支出、農業總產值、農產品生產資料價格指數、商品零售價格指數、鄉村就業人數共五個變量作為解釋變量。
X1：支援農業支出
支援農業支出是指財政預算直接安排用于直接發展農業的支出。考慮到政府對農業的支出會對農村居民收入產生重大的影響，支援農業支出越多，農民生活水平越高，于是選取支援農業支出作為一個解釋變量。
X2：農業總產值
農業總產值體現了農業的發展狀況，可以反應農村居民的生產情況，進而對收入產生影響，于是選取其作為解釋變量。
X3：農業生產資料價格指數
該指數反映了一定時期內農業生產資料價格變動趨勢和程度的相對數。根據農業生產資料價格指數的變化，我們可以分析農民從事生產活動的成本，并且認為該指數會對農民收入產生影響。
X4：商品零售價格指數
商品零售價格指數的變化反映了物價的變化，鑒于現在農村居民并不是以單純的農業生產作為職業，故商品零售價格指數對其經營成本也有所影響，進而影響農村居民收入。在這里，我們偏重商品零售價格指數對農村居民經營成本的影響，而不是對消費的影響。
篇3
[關鍵詞] 計量標準、經濟狀況
Analysis on Economics of Aging: Measurement and Economic Status
[Key Words] Measurement, Economic Status
前言
目前我國老齡經濟學研究還處于起步階段，我們對老齡經濟學的理論、方法和數據的收集，以及研究中碰到的難題和結癥等問題還沒有充分的認識，老齡經濟學的研究遠遠不能滿足社會經濟發展和政府決策的需要，因此，加強老齡經濟學的研究迫在眉睫。在過去半個多世紀里，西方國家尤其是美國，在老齡經濟學研究上積累了豐富的研究成果，筆者將其中具有代表性的研究成果介紹給國內學者。
一、老人經濟福利的計量
我們做研究，首先要搞清楚所使用的計量單位和概念問題。克雷斯托[1]對老齡經濟學研究中遇到的計量問題進行了細致的梳理。他認為，從已經公開發表的研究成果來看，對老年人以及比較老年人與其他年齡人口所擁有的經濟資源的估計量存在很大的差異，這種差異主要是由于選擇使用的概念和方法的不同造成的。必須考慮的計量問題包括：（1）計量收入積蓄的層面概念，即是用個人、家庭還是用家庭戶為計量單位。（2）分析單位和對“老年人”單位的界定，即老年人為戶主的平均家庭戶收入與只有老年人的平均家庭戶收入是不同的。（3）調查數據來源的選擇。（4）按家庭或家庭戶規模、資產對老人經濟福利的貢獻，以及實物收入，對在可使用的調查數據中，一些收入類型的低報進行調整。（5）集中趨勢計量單位的選擇，即用平均數還是用中位數。（6）橫截面視角對縱向視角，即用橫截面數據還是用縱向數據。
1.分析單位和收入概念
美國大多數消費收入和資產統計基于普查局調查的數據，如每十年一次的人口普查和SIPP調查等，在分析這些數據時，分析單位可以是家庭戶、家庭或個人。這同樣適用于分析老年人收入時所使用的概念，例如，個人層面的分析可以側重于個人收入、家庭收入或家庭戶收入的分析。由于相對少量的老年人家庭包括非家庭成員，家庭戶和家庭收入計量非常相似。許多研究使用家庭戶作為分析單位，比較老年人為戶主和非老年人為戶主的家庭戶資產，因為，在這種分析中，以老人為戶主的家庭戶權數是相同的，不管這樣的家庭戶是否包含一個、兩個或更多的老人。與有配偶老人相比，關于獨居老人的數據被大大地加權。而那些住在非老人戶主家庭戶中的老人則沒有被體現出來，因此，這樣的數據在統計上不能代表老年人口。家庭戶收入作為簡明扼要的計量單位僅僅反映部分情況：關于個人收入的信息同樣重要，因為，用家庭戶或家庭為計量單位的關于“經濟資源共享”假設充其量只是對復雜現實的粗略估計。為了比較不同老年亞群體以及老年人群與其他年輕人群的經濟福利，我們必須根據不同家庭戶收入差異和消費這些收入的人數的差異，確定可以比較的家庭生活水平。通常按照未調整的家庭戶收入，用戶主的年齡對家庭戶進行比較：這種比較特別指出，老年戶主家庭戶顯然不如非老人戶主的家庭戶富有。
2.貧困計量
一些研究者認為，試圖按照一個絕對的、不隨時間和收入分配的變化而變化的計量標準測量貧困是不適當的，而且會夸大老年人經濟改善情況。他們建議使用一個相對計量標準，如收入中位數的50%為貧困線[2]。另外，官方的貧困統計以現金為基礎，沒有反映實物補助的變化，因而可能低估了改善情況。爭論的結果建議貧困計量標準使用更寬泛的收入概念，例如在收入中包括醫療補助等[3]。由于許多老年人聚集在接近按官方定義的貧困線區域附近，有關低于貧困線的老人和非老年人的比例變化趨勢的研究，為我們提供了一個過分樂觀的老年人經濟狀況改善的畫面。盡管研究者對使用官方貧困線尚存在相當大的不滿，但對于使用一個恰當的貧困概念還沒有達成共識。然而研究結果證明，在現有的貧困標準框架內，運用不同的貧困線進行比較為我們提供了更廣闊的視野。
3、資產對經濟福利的貢獻
像現金收入一樣，對資產的所有權代表著對經濟資源的支配權，即使這些資產在即定的年份沒有兌現成現金的收入。有研究者采用幾種方法來分析資產對經濟福利的貢獻，特別是探討了資產的全部或部分凈值，因為它是在個人晚年生活中可以分配的年收入。住宅資產受到特別的關注，因為它是一種相對固定的資產。住宅資產提供居住資源，在西方國家它的價值可以被折算為“估算的房租”。顯然，在比較經濟福利時，完全忽視住宅資產是說不過去的。萊德勒[4]也將財富納入分年齡別的經濟福利比較之中。考慮到在計量方法上缺少共識，他提供了幾種可供選擇的估計方法，其中一些方法將財富定義為全部凈價值（包括100%住宅資產），其它僅按金融資產概念來定義財富。調整后的收入概念包括非財產收入加上1/3財富。通過這種方法，將資產適當考慮進來后，老年人的經濟狀況相對改善了。這反映了這樣一種事實：老年人的財富遠遠超過了非老年人，不管其凈值或金融資產是否被用來定義財富概念。
4、其它概念問題
在計量經濟福利當中，老年醫療保險是一個有爭議的問題，另一個分析問題是集中趨勢計量方法的選擇，因為晚年收入存在偏態分布，平均數受到高收入人口分布的影響很強（高收入人群的分布在很大程度上強烈地影響了平均數）。一些分析家認為，分年齡組進行比較時，應當主要使用中位數而不是平均數作為比較的基礎。假使老年人收入分布不均勻，集中趨勢的任何單個計量方法都不足以為比較不同群體收入提供根據。因此，必須用其它有關收入分布的信息補充集中趨勢的計量分析的不足。
二、經濟狀況
在過去幾十年里，老年人的經濟福利一直是公眾爭論的焦點。赫德[5]認為，抱著眾多目的，分析老年人經濟狀況的研究結果發現，測量經濟福利比只測量收入統計數據效果要好，用這種計量方法能確定老年人的經濟狀況是否得到改善，是否比非老年人的經濟狀況改善得更快，是否比非老年人的經濟地位更高。這些研究最終的社會目標是評價非老年人對老年人的轉移支付是否充足，以及是否有現實的政策意義。
1、收入的來源
克拉克、克瑞普斯和斯潘格勒[6]認為，在美國，隨著社會保障制度的健全，社會保障金已經成為老年人收入最主要的來源，但隨著社會保障受益人其它收入的增加，社會保障金在收入中所占的份額急劇下降。舒爾茲[7]分析了1996年65+老人的收入來源構成：社會保障是主要來源，占40%，資產收入占18%，養老金占19%，工資占20%。西方學者指出老年人通常是通貨膨脹的受害者。舒爾茲列舉了老年人可能受到通貨膨脹不利影響五個主要方面。（1）沒有隨通貨膨脹調整的資產價值會貶值。（2）轉移支付的收入或其它收入的調整滯后于通貨膨脹，其實際收入會減少。（3）工資水平的調整滯后于通貨膨脹，實際工資會減少。（4）實際稅收負擔的增加。（5）如果通貨膨脹針對構成老年人預算支出的大部分項目，特別是用于計量和調整各種收入來源的指數不能準確反映老年人購買模式，那么老年群體也會受到不同程度的影響。
2、收入趨勢
赫德認為，沒有一項的調查或研究能夠得到對家庭戶規模和收入進行調整后的令人滿意的收入結構。他首次運用一種規模調整方法，然后將這種調整方法應用于某一個年份，假定調整的結果具有穩定性，把這兩種方法合并，就可以看出完全調整后的收入趨勢。表1顯示稅前貨幣收入的年增長率和1984年按照官方貧困指數進行調整以后的家庭戶規模的收入水平。在這種按比例測量中，給一個非老年人的權數為1.024，兩個非老年人的權數為1.322，三個人（或者是老年人或者是非老年人）的權數為1.568等等。給老年人的權數比非老年人少些，規模調整后的收入等于家庭戶收入除以家庭戶權數。這種按比例測量體現了家庭戶消費的實際規模收益假設：兩個人的非老人家庭戶比一個人的家庭戶只需要29%多些收入。這種測量得到的收入數量更接近人均家庭戶收入，而不是人均收入。老年家庭平均人數比非老年家庭平均人數少，因而，相對于非老年人來說，規模調整將提高老年人的收入數量。1984年未做規模調整的非老人對老人的收入比為0.67，規模調整后的比率為0.87。平均家庭規模一直在下降，但非老人比老人家庭規模下降得更快，因而，規模調整后會出現非老年人收入比老年人增加很多。例如，從1979到984年，規模調整使得非老年人年收入增長率增加0.9%，而老年人只有0.3%。不管使用調整的還是未調整的計量方法，老年人比非老年人有更高的收入增長率。表1還表明，對規模進行調整后，在大多數情況下，收入增長伴隨著年齡增長，部分原因是存在較富有的同批年輕老年人效應，部分原因是社會保障的增加。
表1：平均家庭收入的增長
年收入增長（%） 1984年收入（美元）
1967-1979 1979-1984
未調整
65歲以下 1.0 -0.4 27，464
65+ 1.5 3.4 18，279
調整
65歲以下 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
來源：見參考文獻[8]
3、收入分配
舒爾茲分析了美國老年人家庭的總貨幣收入情況，另外，還分析了1998年不同年齡戶主的中位數家庭收入，45-54歲為61，833美元，55-64歲為52，577美元，65-74歲為34，719美元，75+歲為27，717美元，可見，中位數收入變化還是很大的。盡管美國的社會保障是老年人收入重要來源，并且通過社會保障累進制減少了收入不平等，但老年人的收入分配比非老年人更加不平等。表2顯示了收入的吉尼系數和將收入劃分為五組中最高一組收入所占的百分比。
表2：收入分配(略)
克雷斯托分析了老年人收入不平等現象，早年經濟機會和經濟資源是導致晚年經濟不平等的因素，預測退休后影響經濟福利的要素與預測退休前影響經濟福的利要素是一樣的。福切斯[9]認為，65歲以上的收入狀況比65歲以下的要平等得多，65歲以上的收入差距減少的主要原因是社會保障金的作用越來越重要，而勞動性收入明顯減小，前者的分配比后者更平等。經驗研究結果取決于所使用的方法。例如，克雷斯托和希爾用吉尼系數比較1984年SIPP調查中不同年齡組的不平等狀況，使用的收入概念是家庭戶收入，并對家庭戶規模、低報和資產等數據進行了調整。結果顯示，65-74歲的收入不平等比之前的任何年齡組都高，而75+歲最高。克雷斯托和希爾提醒說，這種分析沒有告訴我們退休前處于有利經濟地位的人和退休后處于有利的地位的人是不是同樣的人。這樣的分析則需要使用縱向數據而不是橫截面數據。他們還認為，生命事件如健康狀況變化或喪偶可能引起老人經濟狀況的改變，未來研究老年人經濟狀況一個主要的挑戰，是深入理解這種事件的財政金融影響以及退休計劃項目能否為避免這些影響提供保護的程度。受教育程度也是研究老年人經濟狀況一個社會經濟指標。一項研究表明，與中青年相比，受教育程度更好地解釋了65歲以上人的經濟資源的變化情況[10]。
4、貧困
老年人貧困一直是老齡研究的一個重點和熱點，因為貧困問題給老年人造成很大的麻煩，老年人陷入貧困的時間比非老年人更持久，解決的辦法也很有限。在美國65歲以上的老人中，收入低于官方貧困線的人數從1959年的550萬下降到1976年330萬，比例（貧困老人人數占老年人總數）從35.2%下降到15.0%，老年家庭的貧困率下降得尤為顯著，從27%下降到8%。萊德勒認為，伴隨者收入增加，老年人貧困率急劇下降。美國普查局1988年的一項研究表明，如果考慮非貨幣收入等因素，貧困率會顯著降低。美國勞動統計署[11]在1998年做了一項研究表明：用一般通用的方法計算1995年美國65歲以上老人貧困比例為10.5%，用美國科學院（NAS）建議的方法計算為24.2%，兩個結果相差很大。
女性喪偶老人的貧困率也下降了，但比起總人口和其他老年人的貧困率還是高，原因很復雜。一種解釋認為，不同收入水平的死亡率存在差異，貧困家庭丈夫比富有家庭的丈夫死得早，經常的情況是貧困家庭的女性喪偶老人繼續遭受貧困。另一種解釋是，當丈夫死后，一些收入來源中斷了，一些財富減少了。第三種解釋是，死亡率與財富水平有影響，丈夫死亡時財富構成的變化為女性喪偶老人的高貧困率提供一些解釋。由于橫截面的貧困數據存在同批人效應，目前還不清楚貧困究竟在多大程度上是由于作為個人年老時花費的資產造成的。
5、財富
赫德認為，盡管收入實際上是計量老年人經濟狀況唯一使用的標準，但生命周期理論告訴我們，至少對于老年人來說，財富卻是測量消費機會更好的計量標準。基于收入的代際比較要改成用財富來比較不是件容易的事情，因為在職人員大部分財富是觀察不到的未來的收入。由于預期壽命的變化，我們甚至不能直接比較不同年齡的退休老人的財富。盡管存在這些問題，但財富數據對收入數據是一種有意義的替代和補充。表3[12]給出了老人平均可遺贈財富。需要說明的是，SCF以家庭為單位，SIPP以家庭戶為單位。財富包括金融資產、不動產、住宅資產、所有凈負債。不包括養老金和社會保障財富，人生保險和家庭戶耐用消費品的現金價值。SCF不包括在小企業和農場的汽車和股票面值。SCF樣本規模為3，824，SIPP為18，700，包括所有年齡。
表3：老年人平均可遺贈財富
1983年沒有 1983年有補
1984年SIPP 補充的SCF 充的SCF
平均數 90，800 118，700 250，000
中位數 59，500 51，000 51，900
注釋：SCF: the Survey of Consumer Finances.
SIPP: the Survey of Income and Program Participation.
如前所述，單獨的收入數據只能部分地理解老年人經濟資源的擁有量，財富也是一項極為重要的資源。所以，有必要研究老年人的財富分配。由于財富分配比收入分配的偏態分布更嚴重，在分析中忽視老年人持有的財富會低估晚年生活實際的經濟不平等程度。
三、評論
老齡經濟學是一門交叉科學，需要有經濟學、人口學、統計學等多種學科背景，并將其融會貫通，國外學者做得很好，這是需要我們學習的。另外，國外老齡經濟學研究非常重視數據的開發和經驗分析。雖然在美國已經有了幾項大型的老齡經濟調查，但仍然不能滿足研究的需要，有些分析和比較受到數據的限制，無法再深入下去或者擱淺。這是我們今后研究需要注意的。再次，從美國的研究來看，老齡經濟學研究和數據開發的政策意義還沒有完全展示出來，還有很大的伸展空間。這對我們也是一個很好的啟示。
參考文獻
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篇4
關鍵詞：計量經濟學 課程滿意度 結構方程模型
中圖分類號：G640
文獻標識碼：A
DOI： 10.3969/j.issn.1672-8181.2015.03.022
目1998年教育部高校經濟學學科教學指導委員會將《計量經濟學》首次列為經濟類專業核心課程以后，計量經濟學課程幾乎出現在財經類院校的各個專業中，在經濟學、管理學、金融學、社會學等學科中得到廣泛應用。財經院校的學生對計量經濟學課程的滿意度直接影響到課程建設效果，因此對財經院校計量經濟學課程滿意度展開研究，對提升學生教學效果以及改善教師教學工作有著重要意義。
1 引言
很多學者對課程滿意度進行了探討分析，如李粉紅，丁爭尚，趙鵬軍（2013）從課程的課時、內容、課程資源和教師等幾個方面對高校學生課程滿意度進行統計分析。趙伶俐，潘莉（2001）從不同類別的高校和不同年級的學生出發，對高校任課教師、課程滿意度及與高校教學滿意度的關系進行了分析。趙韶韻，鄭建中，董魁，韓冬（2012）從課時安排和課程內容上調查現階段對課程設置的滿意度，指出應平衡各課程組群學時數、改善專業課教學方法和內容來提高學生學習積極性和滿意度。聶二輝（2013）比較分析了不同性別、不同年級、不同生源地和不同高校的學生對核心課程滿意度。曹霞，姚利民，黃書真（2012）認為教師、學校和學生是影響高校教學有效性的因素。萬生新（2012）認為學生學習成績在班級的排名、課前準備、課堂組織等因素是影響課程滿意度的重要因素。
《計量經濟學》作為財經類專業學生的必修課程，由于其課程內容偏向于數理方向，許多文科出身的學生對于《計量經濟學》的學習產生畏懼心理，成為探索研究深層次的專業知識的一個瓶頸。因此，本文以地方財經院校重慶工商大學計量經濟教學為研究對象，通過問卷調查，結合微觀計量分析研究學生對《計量經濟學》課程的滿意度的影響因素，為提升同類院校計量經濟學教學提供一定的參考。
2 模型設定及變量說明
影響計量經濟學教學滿意度因素很多，根據上述相關文獻砑究，結合本校實際情況，本文將影響計量經濟學課程滿意度因素分為教學資源、教學水平、學生課程認知度等三個大類（變量如表1）。每個影響因素按照Likert五級量表打分，如老師上課講授“內容清晰度X5”選題對應的“非常清晰、較清晰、清晰、不清晰、很不清晰”分別對應賦值“5、4、3、2、1”。在此基礎上，制作調查表收集數據，再引入“潛變量”概念，采用結構方程模型（ StructuralEquation Model，SEM）來研究計量經濟課程滿意度的影響因素。
3 計量結果分析
本文調查問卷共有約210人參與回答。最后，確認有效回答為198份，問卷有效率94.3%，因而用于SEM分析的樣本共有198個。利用AMOS軟件，剔除不顯著的變量，最終得到如圖1所示的結果。
圖1課程滿意度SEM結果
模型中P*（x2）=0.533，GFI=0.981、RMSEA=O.OOO，符合有關模型檢驗標準的要求（孫建，周兵（2008）【7】），說明模型整體擬合效果是比較不錯的。其他相關檢驗指標也通過，這里不再列出。圖1變量MYD到變量Xl-X7的系數為完全標準化后的系數，用于比較各因素對課程滿意度影響的相對作用。整體來看，七大因素（剔除了不顯著因素）對計量經濟學課程滿意度都有正向影響。其中，學生課堂紀律（Xl）對計量經濟學課程滿意度的影響最大，標準化后的路徑影響系數為1。學生課前準備程度（X2）和上課教師對案例的示范和評講（X6）對課程滿意度的影響大小排在第二位，標準化后的路徑影響系數為0.55。課程學習興趣對課程滿意度的影響大小排在第三位，影響系數為0.50。教學課件（X4）對課程滿意度的的影響大小排在最后一位，影響系數為0.06。
4 簡要結論及對策思考
本文根據結構方程模型，通過調查問卷方式收集數據，以重慶工商大學財經類學生計量經濟學授課學生為調查對象，研究了計量經濟學課程滿意度影響因素問題。從研究結論來看，整體來看，七大因素（剔除了不顯著因素）對計量經濟學課程滿意度都有正向影響，其影響系數按從大到小排序依次為：學生課堂紀律（Xl）、學生課前準備程度（X2）與上課教師對案例的示范和評講（X6）、課程學習興趣（X3）、作業評改（X5）、教師上課內容清晰度（X7）、教學課件對教學內容的反映程度（X4）。 根據分析結論，我們認為，在計量經濟學教學過程中為了取得較好的教學效果，實現學生較高的課程滿意度，有必要強化學生課堂課堂紀律。當前，大學課程紀律較差的一個重要表現就是學生上課玩手機。在課堂上使用手機的情況中，90%的學生都承認自己在課堂上玩過手機，上課玩手機成“國際難題”。此外，引導學生在課前對相關內容進行預習，通過具體化實踐化的案例分析示范應用等手段，可以提高學生對計量經濟學課程的滿意度。
參考文獻：
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【2】趙伶俐，潘莉.高校學生對教學、任課教師和課程滿意度的調查【J】.重慶大學學報（社會科學版），2001，（3）：119-124.
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【4】聶二輝.檔案學本科核心課程滿意度實證研究【J】.檔案學通訊，2013，（1）：66-70.
【5】曹霞，姚利民，黃書真.論教師、學生、學校因素對高校課堂有效教學的影響【J】.大學教育科學，2012，（1）：25―31.
篇5
近年來，各地出租車業的司機集體罷運事件，引起了社會各界的廣泛關注，如2008年11月3日，重慶出租車司機全城罷工，“份錢”過高、起步價低以及黑車猖獗等問題引發出租車停運事件;2011年8月1日，杭州發生大規模出租車停運事件，抗議補貼力度不足、高油價、交通擁堵、“份子錢”被盤剝過重等;隨著移動互聯網技術的發展和專車的興起，出租車行業的利潤被進一步擠壓，罷運風波也愈演愈烈，2015年1月4日沈陽千余出租車罷工，抗議相關部門對黑出租、套牌出租整治力度不夠，以及對“滴滴”“快的”等專車蠶食行業“蛋糕”表達不滿’類似的情況還出現在武漢、濟南等諸多城市。
以上各類事件的背后存在一個爭議，即“數量管制”——嚴厲的出租車牌照管制導致車標成為稀缺資源，出租車司機幾乎沒有議價能力，一邊是出租車行業取得了高額壟斷利潤，另一邊則是底層司機艱難處境，從而導致出租車司機為維護自身利益而發生罷運等事件，這不得不讓我們反思出租車行業的管制政策。
學術界對出租車業數量管制的探討主要集中于對數量管制依據、方式和效應分析，一部分學者認為數量管制可以提高資源配置效率，增進社會福利，因而是合理的，其他人則認為數量管制阻止了市場機制發揮作用，缺乏效率，導致社會福利的損失。
1數量管制的經濟學依據
尋求數量管制的經濟學依據之前首先要對出租車行業性質進行分析。按照排他性和競爭性的特點對物品進行分類,出租車提供的服務產品更接近一種私人物品，然而出租車作為城市公共交通的一部分，其服務質量和水平的高低，是城市整體形象的一部分;同時，由于出租車占用城市公共道路資源，造成交通擁擠，其產品的生產經營具有明顯的負外部性，此外出租車還會排放尾氣會污染空氣，由燃油稅等措施在一定程度上進行調整。
顯而易見，自由市場無法對具有外部性的物品資源進行有效率的配置，市場上的買者與賣者不考慮外部成本從而使市場上生產的量大于最有效率的量，下圖說明了出租車業這一情形。由于自由市場在消除負外部性上的無效率，因而政府干預是必要的。
2數量管制的收益——成本分析
以上說明了出租車業政府干預以控制出租車數量的必要性，然而政府干預可以有很多政策，到底應該采取哪一種呢?如果要實行數量管制，那么，對其進行收益——成本權衡則成為必要，因為只有當其收益——成本權衡還不錯時，數量管制才是可取的。
2.1收益分析
(1)緩解城市交通擁擠狀況及減小出租車空駛率。對于交通擁擠外部性的考慮，從來都是對出租車行業數量管制的一個重要理由，交通擁擠的大城市更是如此。由于出租車占城市交通流量的比例較高，對出租車業進行數量管制從而改善城市交通的作用不容忽視。
(2)防止過度競爭，促進資本合理流動，引導消費。出租車業是一個進入門檻低的行業，不需要很高的技術，也不需要多大的資金投人。如果允許經營者自由進人這一行業，很容易造成過度供給，促使司機之間打價格戰，影響出租車服務質量，最終影響到消費者的利益。政府如果對出租車行業進行數量管制，而大力發展公交、軌道等公共交通,不僅緩解了城市交通緊張的狀況，而且還有利于減少污染和環保。
2.2成本分析
(1)數量管制對自由競爭的限制必然導致出租車行業的高額利潤。處于弱勢地位的司機在支付了高昂的風險抵押金和“份子錢”之后，為了養家糊口，不得不延長工作時間，透支自己的生命。相反，沒有任何經營貢獻的公司卻憑著特許經營權瓜分了行業大部分收入。基于數量管制的特許經營權的存在，無論是在公司化的模式下，還是在個體化的模式下，都造成了掌握經營權的公司或車主不勞而獲的局面，而千辛萬苦經營出租車的司機卻收入甚微，這顯然違背了公平和效率原則。
(2)數量管制可能導致尋租行為。管制會產生各種租金，從而引發人們對租金的競爭，尋租通過各種非法途徑造成社會福利損失。在出租車業，政府運用行政權力對出租車經營權的壟斷，用管制手段發放給出租車公司，有可能導致公司尋租，產生很多社舍問題，社會福利達不到帕雷托最優。而要防止非法的尋租行為發生，就必然要發生監督成本。
(3)數量管制必然導致出租車業經營和管理效率低下，服務質量差。行業的服務質量直接取決于競爭，數量管制保護了出租車行業的高利潤，出租車公司沒有動力提高經營管理水平，服務質量也不可能提高。因為缺乏競爭，出租車公司沒有動力去改善管理，以節約成本。
3數量管制的可行性分析
數量管制的可行性集中表現在管制的數量能不能低成本地確定，使供給量最大限度地接近最適需求量。因此，如何確定數量成為決定供需均衡的關鍵，也是判斷管制政策是否達到目標的標志之一。目前“黑車”泛濫，說明政府沒有投人最合適的出租車數量造成市場供給短缺，表明管制政策沒有達到有效目標。
實際上，政府往往通過經驗觀察得出近似的出租車需求量，具體方法有每千人擁有出租車數量的比例、等車時間、有效載客率和呼叫回應時間等。沒有制定出合理的出租車管制數量，供給過少或過多，也是導致目前數量管制政策引起諸多矛盾與問題的重要原因。因此政策制定者應該加強市場研究，通過引進一些科學合理的數量評估機制，得出合理的出租車數量需求，才能達到既定的管制目標，有效緩解出租車行業矛盾。
4結論和建議
通過以上分析可知，出租車業提供的服務產品既有私人物品的特點，同時也具有外部效應。對私人物品特性的強調，主張取消現行的管制政策，引人市場競爭，根據市場調節供給和需求，打破行業高額的壟斷利潤，從而體現社會公平。而對負外部性的強調，則支持數量管制政策。收益——成本權衡觀點認為現行數量管制政策的代價較高，但結合數量管制政策的可行性及經濟性分析，這一政策確有可待改進之處，而且改良后的數量管制政策有助于改善當前出租車行業困境。相關建議有：
(1)加快轉變出租車業的服務方式，促進從巡游攬客為主的服務方式向以電話叫客、網絡約客為主的服務方式轉變，這可以有效降低空駛率，緩解交通擁擠狀況。
(2)構建科學合理的數量評估機制，結合使用幾種經驗觀察方法，反復調研，制定合理的管制數量，平衡供給與需求，有效解決供給不足而導致的“黑車”泛濫的情況，同時也緩解行業其他矛盾與問題，降低數量管制政策的代價，增加收益。
(3)改革數量管制的實現方式，改以發放特許經營權的方式為資格考試的方式，強化行業服務質量管理。
(4)規范引導專車市場發展。注重發揮市場配置資源的決定性作用，更好地發揮政府作用，整合閑置運營資源，把社會車輛通過交管備案、考核等審核機制，引入到約租車體系服務中，成為公共交通的組成部分或重要補充，提供安全、優質、受歡迎的出行服務，滿足民眾多樣化、差異性需求。
參考文獻：
[1][美]N.GregoryMankiw.經濟學原理[M].3版.梁小民，譯.北京：機械工業出版社，2006.
篇6
關鍵詞： 經典測量理論 信度 難度 區分度
一、引言
教育測量與評價是教育研究領域中重要的組成部分，是學科教學活動中科學管理的有效手段。《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010-2020年）》明確把提高教育質量作為教育改革發展的核心任務，并多次強調與教育質量的監測和評價相關的內容[1]。顯然，在當前教育制度下，各種筆試仍是一種重要而有效的教育質量定量評價方式。試卷質量自然影響對教育質量的正確評價，因此，針對筆試試卷的質量分析顯得尤為重要。
試卷質量的分析一般是利用經典教育測量理論（CTT： Classical Test Theory）和項目反應理論（IRT：Item Response Theory）進行分析。
經典測量理論又稱為真分數理論，假定觀察分數X與真分數T線性相關，即CTT的數學模型為X=T+E，其中，隨機誤差E服從均值為零的正態分布。該理論最重要的四個指標正是反應試卷是否真實可靠、準確有效、難易適中、鑒別力強的信度、效度、難度和區分度等測驗質量指標[2]。當然，由于其比較依賴樣本、信度估計精度不高、難度和被試水平沒有定義在同一參照系上，同時，無法回答總分相同的考生的真實能力有無差異等問題，該理論也存在一定的局限性[3]。
項目反應理論是一種新興的心理與教育測量理論。該理論的前提假設非常嚴格，主要包括單維性假設和局部獨立性假設[4]。主要方法是在利用參數模型的基礎上，利用項目特征曲線、試題信息函數進行探討，同時利用EM算法，用邊際極大似然估計方法尋找項目參數的一致估計[5]。
本文主要利用南寧市某中學2013年秋季學期數學期末考試成績，在經典測量理論（CTT）范疇下探討該次期末考試數學試卷的信度、效度、難度、區分度和成績分布情況。通過試卷“四度一分布”了解試卷質量，并反饋教學效果情況。
二、基于CTT的試卷質量情況分析
1.成績分布情況
一般而言，一份好的試卷考試的成績都服從或近似服從正態分布，因此，考試成績的正態性是考察試卷質量的一個首要指標。檢驗正態性的方法很多，常見的是利用直方圖和卡方檢驗、K-S檢驗。從參加本次考試的872人中隨機抽取387人的成績進行檢驗，結果如圖1所示：
圖1 學生成績的直方圖
正態分布的K-S統計量顯著性概率P值為0.095>0.05，因此，這次考試學生成績服從正態分布。
2.信度
中學試卷中，選擇題分數可簡化為0，1得分情況來解釋，解答題和填空題可以看成非0，1記分的項目。因此，選擇題信度主要采用折半信度[斯皮爾曼-布朗（Spearman-Brown）公式、盧隆（Rulon）公式、弗拉納根（Flanagan）公式]和庫德-理查遜（Kuder-Richardson）信度（K-R20、K-R21公式）進行分析[7]。填空題和解答題為非0、1記分的項目，采用克龍巴赫系數進行統計，結果如表1所示。
表1 試卷信度分析結果
結果表明，每種方法計算的選擇題信度都接近0.7，信度系數處于尚可使用范圍之內。研究表明，對于標準化的大型測試題目信度要求一般要在0.9以上，而學校期末考試的信度在0.6以上即可接受[1]。選擇題、解答題的克龍巴赫系數為0.905，可以認為填空題和解答題的信度非常好，綜合考慮，試卷整體信度是可信的。
3.效度
效度（validity）是指測驗結果的有效性或準確性，即通過測驗能夠正確測量出它所要測量的屬性的程度[5]。測量的效度的種類很多，其中基于專家和教師對試題與所涉及的范圍進行符合性判斷的邏輯判斷法的內容效度使用較多。內容效度是指測驗內容對所要測驗的全部內容的代表性程度。但一次考試很難包含學生所學課程的所有內容，因此只能選擇具有代表性的試題進行考核，來了解學生的知識技能掌握情況[8]。
根據測量的目標與內容的雙向細分表，經過該校7位一線數學教師（其中高級教師4位，中教一級2位，中教二級1位）不記名反饋信息來看，本次考試所設計的試題覆蓋了所要測內容的主要方面，考查目標清晰明確，題型和分數結構合理恰當，總體符合考試大綱和教學要求。
4.難度
試題難度是反映考題難易程度的指標，一般而言是按照答對人數的百分比確定的，是衡量試卷質量的最主要的數量性指標，簡單來說可以利用測驗分數的分布情況和特征進行觀測，例如考察測驗分數的全距、零分、滿分、眾數、平均分數等相關指標進行定性的判斷，也可以根據不同的情況，利用有關公示進行精確計算。
一般而言，難度的取值范圍在[0，1]之間，取值越大，難度越小。難度在0.7以上的為比較容易的題，在0.4-0.7為中等難度的題，在0.4以下的則為較難的題或是難題。在實際教學中試卷難度水平的選擇，應取決于測驗的目的和試題的形式。如果測驗是用于區分學生水平，那么應該將試題或試卷的難度系數控制在0.5左右，各試題難度值在0.2-0.8，同時各題平均難度值在0.5左右是比較適宜的[5]。
對于采用0，1記分的選擇題，用通過率P、平衡猜測的校正公式CP和極端分組法計算各個試題的難度。
表2 選擇題的難度
對于非0，1記分的填空題、解答題和總分，用難度系數和極端分組法計算各個項目的難度。
表3 填空題、解答題的難度
結果顯示，就選擇題而言，三種計算方法的計算的難度差異不大，整體趨勢較一致，從三種公式的難度均值看，第1、2、5、6、7、8、9屬于難度較小的題目，3、4、10、11、12屬于難度中等偏上的題目，其中第4題難度最大，10，11，12三題難度也較大，選擇題總體難度為0.767，屬于比較容易，從試題編排上看，除個別題目外，整體趨勢是容易的題型放在前面，中等難度試題放在題型中間，較難試題放在題型后面，較合理。
對填空題和解答題而言，題目難度顯然大于選擇題，填空題總體難度均值為0.499，難度中等，解答題總體難度均值為0，472，屬于中等偏難程度，8道解答題的難易程度也和題目順序基本一致，越難的題目越在后面，符合數學試卷的一般規律。
從考試成績來看，難度系數為0.548，綜合選擇題、填空題、解答題三種類型的難度均值，整張試卷難度均值為0.579，和總分難度系數接近，因此，可以判定該份試卷總體難度適中。
5.區分度
區分度是反映試題效用的一個主要參數，同時也是試題對考生實際水平的鑒別能力，將不同層次的考生區分開來的統計量。若試題的測試結果是水平高的學生答對或者得高分，水平低的學生答錯或者得低分，則認為試題的區分能力強。一般而言，區分度在0.4以上為最佳效果，在0.3～0.39為合格，修改會更好，在0.2～0.29為勉強，仍需耍修改，區分度在0.19以下為差，必須淘汰[6]。
對于0，1記分的選擇題，利用極端分組法、點二列相關計算各個試題的區分度。
表4 選擇題的區分度
對于連續記分的主觀性試題填空題、解答題和總分，用極端分組法和相關法計算各個項目的區分度。
表5 填空題、解答題以及試卷的區分度
注：試卷區分度是將各題區分度進行加權平均計算的。
結果顯示，對于選擇題而言，總體看來，整個選擇題中大部分題目的區分度都在0.4以上。通過極端分組法和點二列相關系數計算的區分度在大部分題目中相差不大。極個別題目有明顯差異，主要在于兩種方法考慮的視角不一致，就第1題而言，極端分組法的區分度指標0.093，是利用高分組和低分組之間差異進行計算的，兩者差異很小，說明該題無論是高分組還是低分組都能完成，就區分能力而言屬于應該淘汰的題目，但正是由于該題目在高低分組中完成率都較高，和總分的相關性自然就大，因此，點二列相關法計算出來該題的區分度較高。兩種方法計算的試卷區分度均在0.6以上，說明該試卷區分能力強，區分效果佳。
三、有關結論
事實上，該次試卷為全市統一考試題目，從一定程度上說屬于“較大的標準化”考試題目。從上述分析可知，本次考試成績的分布直方圖并未凸顯畸形特征，基本上呈正態分布，單峰，稍微右偏。就四度而言，填空題、解答題的信度很好，但選擇題的信度適中。常見的提高測驗信度主要有以下方式：一是適當增加試題量；二是提高質量，試題難度要適中，區分度大；三是調整試題編排順序，盡量做到先易后難。
測驗的效度采用學科專家通過邏輯分析法進行分析的，根據測量的目標與內容的雙向細分表，了解到試題覆蓋了所要測內容的主要方面，考目標清晰明確，題型和分數結構合理恰當，總體符合考試大綱和教學要求。
試題的難度較合理，大部分選擇題難度偏低，其中第4、10兩題難度最大。而最后一道解答題的難度系數則過大。這和數學試卷利用最后一題作為壓軸題有密切關系。
試題的區分度方面反應較好，但選擇題第1、2題和解答題最后一道題在兩種計算方法中差異很大。可能的原因在于第1、2題屬于難度很低的送分題，因此區分度也不高，最后一道壓軸題屬于難度最大，很多學生放棄作答，因此存在這方面的問題。
四、結語
考試是衡量教學效果的必要手段。隨著統計學及經濟計量學邊緣的不斷擴張，對于教學結果的評價越來越依賴于科學的理論和方法。教育評價技術方法中教育測量理論就是應用教育統計學方法實現的，成為測評學生能力、考核教育效果的重要措施。利用SPSS測度考試的難易度、區分度、信度、效度等指標，不僅可以直觀、便捷分析考試結果，發現考試中的重要信息和規律，還可以為教學效果評估提供重要的考核指標和模式。目前在教育教學及科研領域，人們采用科學的測評方法測度試卷科學性的嘗試并不多，尤其是一些規模較小的考試，這不利于教學質量和教師素質的提高，亦不利于考試學研究者開啟新的研究視域。應該加強對試卷科學化測度的研究及實踐，使考試這一重要的教學環節日益走上科學化和規范化的軌道。
通過試卷質量分析，不僅可以了解試卷情況，更可以利用試卷科學性測評的方式了解教師的教學效果，同時也可以通過建立試題庫、制定命題雙向細目表等方式，提高試卷質量。
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篇7
沈陽市婦嬰醫院產科超聲，遼寧沈陽 110011
[摘要] 目的 該研究檢測孕中晚期胎兒臍靜脈及靜脈導管的血流速度和血流量，以彩色多普勒超聲輔助判定胎兒的發育生長的水平。 方法 對2013年10月—2014年10月產前檢查的正常妊娠17~40周的健康孕婦60例，應用彩色多普勒超聲檢探測胎兒一般發育狀況的同時檢測胎兒臍靜脈及其末支靜脈導管的管腔內徑、血流速度及血流量。 結果 妊娠中期與妊娠晚期胎兒的臍靜脈和靜脈導管的各項血流參數的均值進行t檢驗，差異有統計學意義（P＜0.001）。妊娠中、晚期胎兒靜脈導管血流量與臍靜脈血流量比及臍靜脈肝內灌注量與臍靜脈血流量比均值進行t檢驗，差異無統計學意義（P＞0.05）。結論 妊娠中晚期胎兒臍靜脈及靜脈導管血流速度、灌注量隨著孕齡的增大而增加。對應臍靜脈肝內灌注血流量也隨孕齡增大而增加，妊娠中晚期分別為57.97%及60.68%，對維持胎兒的發育生長起優先作用。
關鍵詞 靜脈導管；臍靜脈；彩色多普勒；血流灌注
[中圖分類號] R596.11 [文獻標識碼] A [文章編號] 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
[作者簡介] 項宇識(1971-)，女，遼寧沈陽人，大學本科，副主任醫師，研究方向：婦產科超聲。
臍靜脈攜帶來自胎盤含有80%氧氣和營養物質較豐富的血液，經胎兒腹前壁進入肝臟[1]。臍靜脈是把富含氧和營養物質的血從胎盤運送到胎兒體內的唯一通道。來自胎盤的血液進入胎兒體內分為3支：1支直接入肝，1支與門靜脈匯合入肝，此2支血液經肝靜脈入下腔靜脈，另1經靜脈導管直接入下腔靜脈[2]。通過多普勒超聲技術測量2013年10月—2014年10月在該院就診的孕婦，孕20 ~40周胎兒大約20%~30%臍靜脈血流入靜脈導管[3,4]。臍靜脈70%~80%的血流量灌注到肝臟,為灌注的第一個器官[1]，這表明了胎兒在宮內生長發育肝臟的重要性，現報道如下。
1 資料與方法
1.1 一般資料
該研究對象隨機選取在該院產科門診進行產前檢查的妊娠17~40周的正常單胎孕婦，年齡19~42歲。對胎兒臍靜脈腹腔內段及其末支靜脈導管進行管腔內徑、血流速度及血流量檢測。 60例孕婦中均按末次月經計算孕周，將妊娠17~28周列入妊娠中期，共計30例；將妊娠29~40周列入妊娠晚期，共計30例。
1.2 儀器和方法
采用voluson E8、730彩色多普勒超聲診斷儀，腹部凸陣探頭，頻率為：voluson E8：1～5 MHz，voluson 730：4 MHz。孕婦取仰臥位，全部經腹掃查。先對胎兒進行基本的生物學檢測（雙頂徑、頭圍、腹圍、股骨長等），以核實胎齡并判斷胎兒的生長及發育狀況。
先于胎兒腹部近中線矢狀切面或斜橫切面上顯示臍靜脈腹腔部分，將取樣容積置于臍帶入腹腔2 mm以上部位，取樣容積＜4 mm，位于臍靜脈腔中央，調節聲速與血流夾角＜30°，測平均速度及同一部位血管內徑。然后在胎兒臍靜脈腹腔內段水平，向胎兒頭側追蹤，在肝內臍靜脈與下腔靜脈之間的這段血管，啟動彩色多普勒可發現其血流朝向心房，顏色亮度高于周圍靜脈血流信號，即靜脈導管（圖1）。將取樣容積設置為1~2 mm，置于靜脈導管入口處，調節聲速與血流方向夾角小于45度，測平均速度及同一部位血管內徑(圖2）。要在胎兒靜息時獲取臍靜脈和靜脈導管的多普勒頻譜圖，以免胎動和呼吸運動的影響。
由圖1知，彩超顯示的靜脈導管和臍靜脈腹腔內段 DV靜脈導管、顏色亮度高于周圍靜脈血流信號，UV臍靜脈，SP胎兒脊柱，PL胎盤。
由圖2知，正常靜脈導管的頻譜，典型的靜脈導管多普勒頻譜圖為三相型，呈低阻雙峰血流。即心室收縮期波峰“S”波，心室舒張期波峰“D”波，心房收縮期波谷“a”波為正向頻譜。
由圖3知，胎兒靜脈導管頻譜（Vs）與孕周的關系。n=60,R=0.727，logy=0.064+0.965x,p=0.000。
由圖4知，胎兒靜脈導管血流量（Qdv）與孕周的關系。n=60,R=0.884，logy=0.943+0.871x,p=0.000。
由圖5知，靜脈導管血流量與臍靜脈血流量百分比與孕周的關系，r=0.010，相關性小。
由圖6知，臍靜脈肝內灌注量與臍靜脈血流量百分比與孕周的關系，r=0.026，相關性小。
1.3 血流量計算公式
血流公式Q=Vmean×3.14×(D/2)2計算血流量。臍靜脈血流速度Vmean=0.5×Vmax，臍靜脈血流量Quv=0.5×Vmax.uv×3.14 ×(Duv/2)2。靜脈導管血流速度Vmean=0.7×Vmax,靜脈導管血流量Qdv=0.7×Vmax.dv×3.14×(Ddv/2)2[3,5]。式中Q位血流量，Vmean為平均速度,Vmax為峰值血流速度，D為血管內徑，UV為臍靜脈，DV為靜脈導管。
1.4 統計方法
采用spss18.0統計軟件對研究數據進行處理，對各頻譜參數進行相關分析及曲線擬合，采用相關系數r（其值在0~1之間，此數值離1越近，表示兩變量間關系越密切）評估靜脈導管和臍靜脈頻譜參數與孕周的相關性，進行t檢驗。
2 結果
妊娠中期與妊娠晚期胎兒的臍靜脈和靜脈導管的血流參數有顯著性差異，見表1。
（1）臍靜脈及靜脈導管頻譜參數分析共60例。對妊娠中期與妊娠晚期胎兒的臍靜脈和靜脈導管的各項血流參數的均值進行t檢驗，P值均<0.001，差異有統計學意義。孕中晚期正常胎兒臍靜脈血流峰值速度隨孕齡增大而增加及胎兒靜脈導管各峰峰值速度均隨著孕齡增大而增加。胎兒臍靜脈及靜脈導管血流量隨孕齡增大而增加，對應胎兒臍靜脈肝內灌注血流量隨著孕齡增大而增加。妊娠中晚期胎兒靜脈導管血流量與臍靜脈血流量比及臍靜脈肝內灌注量與臍靜脈血流量比均值進t檢驗，P值均＞0.05，差異無統計學意義，不隨著孕周的增大而增加或減少, 孕17~28周的胎兒，臍靜脈分流入靜脈導管的血液從50.4%下降到30.7%，然后到孕29周時從31.9%又上升到50.7%,在晚孕期，29~40周的胎兒分配到肝臟的臍靜脈血流從的68.1%下降到49.3%，但從妊娠中晚期比較可見臍靜脈進入肝臟血流分別為57.97%及60.68%，仍以肝臟占優勢。
（2）對靜脈導管和臍靜脈頻譜參數與孕周的相關性進行分析，對各參數與孕周進行曲線擬合（見圖3~6），其均為logistic曲線擬合。并對擬合曲線均進行假設檢驗，P值均小于0.001，說明研究對象選擇及研究路線準確。
3 討論
3.1 臍靜脈入肝的血流量隨孕齡增長而增加是胎兒正常生長發育的保證
近年研究報道人胎中大部分臍靜脈血直接灌注到肝臟，而少部分的血液經靜脈導管分流。因為有20%~30%的臍靜脈血分流入靜脈導管，相應70%~80%的臍靜脈血流量灌注到肝臟,為灌注的第一個器官[3]。該研究結果也與之相似，妊娠中晚期臍靜脈血進入靜脈導管的占42.03%及39.32%。而臍靜脈血進入肝臟的血流妊娠中晚期分別為57.97%及60.68%。Bellotti等人[4]研究在正常中晚孕人胎中大約25%~50%臍靜脈血流入靜脈導管，50%~75%臍靜脈血灌注到肝臟。靜脈導管的主動調解影響臍靜脈進入肝臟的血流分布，無論主動調節（血管收縮）還是被動調解（血壓、血液粘度）都是協調肝門部的血流，這使肝臟成為一個非常精細的分水嶺區[4]。臍靜脈入肝臟血流在維持胎兒生長和發育中起優先作用，如果長期的血氧不足或血容量減少，肝臟就會形成適應機制來減少新陳代謝的需求和循環的重新分配，為了保持胎兒正常生長和發育[6]。在晚期妊娠時，胎兒左半肝接受臍靜脈的血，而右半肝接受臍靜脈血和門靜脈的血。肝動脈血僅小部分（3%~4%）供應肝臟。肝臟的靜脈血80%~85%來至于臍靜脈，其余部分來至于門靜脈[7]。這說明臍靜脈灌注到胎兒肝臟的血對于胎兒生長和發育是非常重要的。
3.2 靜脈導管是臍靜脈血流分流的“調節器”
臍靜脈管腔較大，壁較薄，沿胎兒腹前壁進入體內，成為腹腔內段，其借3條途徑把靜脈血引導至下腔靜脈，1支是直接經肝，1支與門靜脈匯合入肝，另1支是經靜脈導管。胎兒靜脈導管是一狹長的喇叭形管道，連接臍靜脈腹腔內段和下腔靜脈，入口較窄，出口較寬的，彩色多普勒顯像其血流朝向心房，顏色亮度高于周圍靜脈血流信號。靜脈導管的波形是由心臟的順應性、收縮功能和后負荷決定。典型的靜脈導管多普勒頻譜圖為三相型，呈低阻雙峰血流(圖b)。即心室收縮期波峰“S”波，心室舒張期波峰“D”波，心房收縮期波谷“a”波為正向頻譜[7,9]。S波和D波始終為前向血流,其峰值流速隨著孕齡的增加而增加，這可能與心室順應性提高和胎盤生理性阻力指數下降有關[4,10]。靜脈導管壁內有一受迷走神經支配的括約肌裝置，當括約肌收縮時，大部分血液通過門血竇進入門靜脈和肝血竇，而儲存于肝內。因此該裝置對臍靜脈的血液去向有著十分重要的調節作用，從而使母體子宮血管流入胎兒的血流量保持相對恒定，避免胎兒心臟負荷過重[1]。
4 結語
（1）胎兒臍靜脈及靜脈導管血流量隨孕齡增大而增加，對應胎兒臍靜脈肝內灌注血流量隨著孕周增大而增加。臍靜脈入肝臟血流在維持胎兒生長和發育中起優先作用，靜脈導管對臍靜脈血液分流有著十分重要的調節作用。于妊娠中晚期按孕齡以彩色多普勒檢測胎兒臍靜脈和靜脈導管之血流速度及血流量可輔助判定胎兒生長發育的水平。
（2）靜脈導管纖細管徑測量誤差大，要在彩色多普勒顯像下測量內徑。由于靜脈導管呈喇叭形狀，取樣位置不同其血流速度也不同，臍靜脈上方靜脈導管入口處血流速度比進下腔靜脈出口處血流速度高，取樣部位應在入口處。
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篇8
[關鍵詞] 盆腔炎；成本-效果分析；成本-效用分析
[中圖分類號]R711.33 [文獻標識碼]C [文章編號]1673-7210（2008）05（c）-177-02
急性盆腔炎癥（PID）是性活躍期，有月經婦女的常見病。臨床表現為下腹痛、發熱、陰道分泌物增多，腹痛為持續性，活動或后加重。引起盆腔炎的病原體為：①內源性病原體，以需氧菌及厭氧菌混合感染多見；②外源性病原體主要為性傳播的病原體，多為淋球菌、衣原體、支原體感染[1]。我地區主要以需氧菌及厭氧菌混合感染多見。臨床治療盆腔炎一般采用抗生素配合理療，治療效果尚滿意；也有使用中西醫結合治療，利用中藥清熱解毒、躁濕止痛作用，增強抗生素消炎殺菌，促進組織炎癥吸收、止痛。近年有不少報道運用藥物經濟學中成本-效果分析相關治療方案，選擇最優治療[2，3]。我院2004年1月～2006年12月急性盆腔炎門診患者運用抗生素或抗生素加中藥湯劑2種方案治療，通過回顧分析，利用藥物經濟學原理成本-效果分析及成本-效用分析2種治療方案、探討低成本、高療效的治療方案。
1資料與方法
1.1病例來源
本院門診急性盆腔炎排除前8周內已有PID病史患者。按患者對某種治療方案的認可分為A、B組。A組64例，年齡18～50歲，平均37.5歲；B組60例，年齡20～50歲，平均38.4歲；臨床表現為腹痛、下腹壓痛，盆腔檢查均有盆腔炎體征。組間在年齡、病情上無顯著差異，具可比性。
1.2治療方法
對于門診患者初始治療用藥以經驗選擇，針對我地區主要以需氧菌及厭氧菌混合感染多見，在選擇抗生素時，應考慮選用對混合感染菌都具有療效，因此選用克林霉素。A組60例用克林霉素1.2 g靜脈滴注，每日1次治療；B組64例用克林霉素1.2 g靜脈滴注，每日1次，配合本院自擬中藥湯劑（盆炎清）口服每次200 ml，每日2次治療。盆炎清處方組成：入地金牛30 g，蒲公英30 g，白花蛇舌草30 g，地錦草30 g，丹參30 g，元胡15 g，郁金15 g，甘草6 g。功效：清熱解毒，活血行氣、止痛。中藥由患者自煎，復煎共取汁400 ml，分2次口服。
1.3療效評價
對于采用經驗用藥的門診患者，門診治療時間不宜過長，如效果不明顯應換用其他方法治療，因此只觀察在門診治療6 d的療效。本次采用成本-效果及成本-效用分析，涉及2個指標：效果、效用。
1.3.1評價效果指標選擇治愈、好轉、無效。總有效率包括治愈率，好轉率。
1.3.2評價效用指標效用值是判斷效用的指標，是反映生活質量、生命價值或失能程度的指標。效用值可根據生理或心理功能對每一種疾病或不同的健康水平進行量化得到，范圍從0~1不等[4]。急性盆腔炎患者中反映其生活質量指標本文中①以腹痛及下腹壓痛消失即痛感消失為指標1，自擬量化標準見表1；②有急性盆腔炎患者8周內反復發作達25%[1]，因此以復發率為指標2，自擬量化標準：以復發率25%為0，每降低1個單位復發率計0.02。以2個指標平均量化值作為效用值。
2結果
2.1治療效果
2組方案治療效果比較見表2，采用χ2檢驗，P
2.2效用值
見表3；采用χ2檢驗，P
2.3藥物經濟學評價
由于收益計量指標的不同，形成了不同的PE評價分析方法。PE研究的方法主要有4種：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]。當2組效果無明顯差異采用最小成本分析，本文中2組治療效果有明顯差異P
2.3.1成本的組成反映治療成本包括直接成本、隱性成本、間接成本。隱性成本及間接成本難以計算，在此采用直接成本。直接成本包括檢查費（診金、血常規、尿常規、B超檢查費）2組相同，不同的是治療費、藥費。2組平均成本見表4。
2.3.2 成本-效果分析及敏感性分析 成本-效果比（C/E）是指單位效果所花費的成本；增加的成本-效果比（ΔC/ΔE）代表一個方案的成本-效果與另一個方案比較而得的結果，這一比值越低，表明增加一個效果單位所需追加的費用越低，該方案的實際意義越大[4]。影響成本-效果分析的原因主要是藥品價格變動，因此選擇藥費下降10%進行敏感性分析。2組成本-效果及敏感性分析見表5。
2.3.3成本效用評價方法成本-效用比以C/U為評價指標，一般C/U 比值越低，表示方案的取得單位效用所需的成本越低，實施該方案的意義越大。增量成本-效果比值法：以ΔC/ΔU為評價指標。ΔC/ΔU 越低，表示方案產生一份增量效用所需的增量成本越低，該方案越易被人們接受，實際價值也就越大[4]。2組成本-效用分析見表6。
3討論
本文急性盆腔炎病例并沒有排除感染外源性病原體中衣原體、支原體患者，選用的克林霉素對衣原體、支原體感染患者治療無針對性，2組治療方案在治療效果上有顯著差異，可能以B組聯合中西藥治療，中藥湯劑對衣原體、支原體具有治療作用有關，因此聯合運用中西藥治療急性盆腔炎方法值得推廣。
成本-效果分析的目的是在成本-效果之間尋找一個最佳平衡點，進行分析時首先考慮效果，再計算成本，在評價治療方案時應以高療效作為首要原則，然后才考慮成本。從表4、表5中看出，B組成本高于A組，但B組C/E低于A組，即取得每個單位效果比A方案所用成本費用較低，且增加的成本-效果ΔC/ΔE為0.9元，選擇B組治療方案，每增加1個單位效果就比B組只多付出0.9元，從成本-效果分析的研究，B組方案應是治療盆腔炎的首選。
成本-效用分析，收益則以效用（人們對接受預防或診治項目給自身健康狀態帶來的結果和影響的滿意程度）指標描述，并對備選方案的成本和收益進行比較評價的一種方法。在急性盆腔炎患者癥狀中腹痛、下腹壓痛嚴重影響患者，有急性盆腔炎病史患者復發率也高達25%，這2個因素嚴重影響急性盆腔炎患者生活質量。選用這2個作為效用評價指標對治療方案選擇具有較高的評價價值。從表6看出，B組C/U低于A組，即取得每個單位效用比A方案所用成本費用較低，且增加的成本-效果ΔC/ΔE為0.91元，選擇B組治療方案，每增加1個單位效果就比B組只多付出0.91元，從成本-效用分析的研究，B組方案也應是在治療盆腔炎的首選。
以往報道[2，3，5]都是2種或以上抗生素聯合應用，本文只用單一抗生素，有效地避免聯合用藥所發生的不良反應；都是單一用成本-效果分析評判治療方案，本文增加使用成本-效用分析評判治療方案，選擇的治療方案在臨床治療中更具有普遍意義。
通過上述討論從2組用藥治療方案比較：在有效率上B組與A組具有顯著的差異性；在成本-效果分析及成本-效用分析B組多采用的治療方案都具有實施意義，不失為經驗治療急性盆腔炎的較佳方案。運用藥物經濟學原理對治療方案的分析對指導臨床合理用藥，探討低成本、高療效減輕患者負擔的治療方案具有指導意義。
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篇9
關鍵詞：就業率；計量經濟學；影響因素
一、文獻綜述
較低的就業率既對社會的安定和諧產生不好影響，又阻礙了經濟的發展，所以，對影響我國就業率的主要因素的研究具有非常重要的現實意義。
黃艷（2010）在《影響我國就業因素分析》一文中從影響就業的宏觀層面考慮，在中國經濟統計數據網上選取1989年至2008年包括國內生產總值、國家財政支出、居民消費水平等數據，進行分析。得出國內生產總值是影響我國就業率的主要因素之一，為本文模型的建立提供理論依據。
黃志云（2006）在《影響我國就業的因素分析及解決措施》一文中認為要解決就業必須轉變就業觀念，進一步促進經濟增長，建立并完善社會保障體系等。完善社會保障體系，不僅要加強居民最低生活保障制度，還要保證最低平均工資，要掌握好平均工資與就業率之間的關系。
此外，西方經濟學家關于就業理論也做了很多研究，首先是凱恩斯的就業理論：在沒有政府干預的情況下，不能通過市場作用的自我調節達到"充分就業"，面對失業問題，凱恩斯提出了一系列有政府刺激經濟、擴大有效需求的宏觀改革措施。其次是最典型的"菲利普斯曲線"，它主要描述了失業與通貨膨脹之間的替換關系。失業率越高，通貨膨脹率越低；失業率越低，則通貨膨脹率越高。最后是奧肯定律，這一定律認為，GDP每增加2%，失業率大約下降一個百分點，同時就業率隨著GDP的增加而增加。
二、模型的建議
1、變量的確立
根據我國的國情和經濟學的有關理論，本文選取了影響我國就業率的三個變量，分別是國民生產總值、工資水平和通貨膨脹率。選這三個變量的主要依據如下：首先根據奧肯定律：國民生產總值變化與失業率間的關系，說明在經濟繁榮時期，失業率低，就業率水平高；在經濟蕭條時期，就業水平低，失業率高。可見國民經濟水平的提高或降低直接影響就業率的重要因素。其次，工資剛性理論認為：工資可以對勞動力供求的變化做出反應，但其調整過程是非常緩慢的，正因為這種滯后性影響失業率的上升或下降，從而影響就業率的變化。因此在研究就業率的時候工資水平也是重要因素。最后，菲利普斯曲線表示通貨膨脹與失業率之間的相互關系。在短期內，通貨膨脹與失業率呈反向關系，既低水平的失業率伴隨著高水平的通貨膨脹率。因此，通貨膨脹率也是影響就業率的主要因素。
2.模型的確立
根據以上理論分析，模型可建立為：
Y=%[0+%[1X1+%[2X2+%[3X3+%e
其中，Y表示就業率；
x1表示國內生產總值；
x2表示平均貨幣工資；
x3表示通貨膨脹率；
u為隨機干擾項；
3.模型數據（資料來源：《中國統計年鑒》和《中國勞動》1985-2000）
三、參數估計
運用eviews軟件對數據進行OLS估計，得出方程如下：
Y=79.50618318+6.006334741*X1+0.0002342325*X2+3.608958283*X3
（1.8382） （0.6624） （2.1418）
從回歸方程的結果中得出了R2值為0.9714，調整后的R2＝0.9642，DW值為0.9530，F值為136.87，以及各個系數的T值等，這些都是模型最初的參數估計。
四、模型檢驗
1、經濟檢驗：根據最小二乘法得出了模型的初步方程
從回歸方程中看出：國民生產總值、平均工資以及通貨膨脹率的系數均為正，意味著這三個解釋變量越高，就業率就越高。初步通過經濟意義檢驗。
2、統計檢驗
（1）擬合優度檢驗：R2=0.971704，調整后的R2=0.964255；可以看出擬合優度較高，通過該檢驗。
（2）F檢驗：給定一個顯著水平#?0.05，方程中F=135.8781，查F表得到一個臨界值F0.05(3,16)=5.29，F>F#叮蟯ü煅欏?
（3）T檢驗：給定一個顯著水平#?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沒有通過檢驗，其他變量都通過檢驗。
3、計量經濟學檢驗
（1）異方差檢驗： 用GQ檢驗該模型是否存在異方差。將16個樣本分成兩組，16-4=12,12/2=6，因此以1985-1990為第一組數據，1995-2000為第二組數據，選取解釋變量X1排序，分別做回歸。
得出SE1=0.227966，SE2=0.308757；
計算F統計量：F=0.308757/0.227966=1.3543；在5%的顯著水平下，F（0.05）（4,19）=5.29；說明該模型不存在單調遞增型異方差。
（2）多重共線性檢驗：對Y分別關于X1、X2、X3做最小二乘回歸，分別回歸后我們發現X1的可決系數最大，因此選定X1作為模型的第一個解釋變量，再逐步回歸。逐步回歸中發現，加入變量x2時，可決系數變化不明顯，因此剔除解釋變量x2。得出以下方程。
Y=79.50618318+8.151591899*X1+3.34593275*X3
五、結論與建議
通過以上計量經濟學的分析我們得出：1、總體來說，我國雖然面臨著巨大的就業壓力，但是就業率比較穩定。2、影響我國就業率的最主要因素是國內生產總值，其次是通貨膨脹率。3、平均貨幣工資水平對我國的就業率影響不大，這與我國勞動力市場供大于求以及職工工資水平基本相差不大有關。4、經濟的持續、穩定增長是提高我國就業率的關鍵。
根據測量結果提出相關建議：首先，我國需要采取一個適度的通貨膨脹率政策。通貨膨脹率對我國就業率的影響是不可忽視的，根據上面的計量分析，通貨膨脹率每上升一個百分點，可是我國就業率上升3.58%。考慮到通貨膨脹率增長對就業率和社會的影響，我國可以采取3%-7%的通貨膨脹率。其次，保持經濟持續、穩定的增長，是就業率提高的關鍵。根據上述計量分析，國內生產總值每增加1千億元，就可使我國就業率水平增加7.88%。最后，實施積極的就業政策，采取各種有效措施，大力促進就業。對產業政策進行調整，重視發展具有比較優勢和市場潛力的勞動密集型企業，特別是就業容量大的服務型企業和中小企業。
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篇10
關鍵詞：烤煙；鉀肥；經濟性狀；化學成分；評吸質量
中圖分類號：S572.062文獻標識號：A文章編號：1001-4942（2016）10-0107-04
煙草是典型的喜鉀植物，鉀能促進酶的活化，生物體內有60多種酶需要鉀離子作為活化劑[1]。烤煙含鉀量也是重要品質指標之一，它影響煙葉的燃燒性、香氣味以及卷煙制品的安全性等多個品質性狀[2]。鉀以離子或鹽的形態存在于植物體內，其對于碳水化合物的合成和細胞間營養物質的運輸有重要作用，能促進光合作用，有利于氮、磷等元素的吸收，使氮和煙堿的含量相對穩定[3-6]。國內外研究表明，鉀素能夠影響煙草產量和質量，它對烤煙品質的改善是多方面的，且其作用不能用其他無機離子替代[7-15]。同時，鉀也是一種活性元素，容易流失和被土壤固定，所以利用率低，易造成煙葉含鉀量低和植煙土壤缺鉀現象。目前，我國煙葉含鉀量與20世紀60-70年代相比已有較大提高，但與美國、津巴布韋等國家相比還有不小的差距[16]。本試驗針對福建中煙工業有限責任公司云南部分特色優質煙葉基地煙株生長缺鉀的普遍情況，通過小區試驗，研究了不同鉀肥施用量對烤煙主要經濟性狀、化學成分和感官評吸質量的影響，以期找到適宜的鉀肥施用范圍，為指導生產提供參考。
1材料與方法
1.1試驗地概況及材料
試驗于2013年在云南昆明宜良耿家營福建中煙特色優質煙葉基地單元示范區進行（N25°1′58″，E103°14′18″）。試驗地土壤為紅壤，pH值5.76，有機質含量3.68%、速效氮135.6 mg/kg、速效磷27.39 mg/kg、速效鉀154.82 mg/kg。供試烤煙品種為云煙87。試驗用肥料為硝酸銨、普通過磷酸鈣、硫酸鉀。
1.2試驗設計及方法
試驗共分5個鉀肥水平，分別為：對照（CK）：不施鉀肥；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。每小區植煙180株。各處理施氮量（純氮）均為75 kg/hm2，其中N∶P2O5 =1∶1（質量比）。普通過磷酸鈣、硝酸銨全部作基肥施用，硫酸鉀40%作基肥，60%作追肥。烤煙移栽后45天，采用在煙株基部兩側穴施的方法追施硫酸鉀肥，若遇土壤墑情較差，穴施后每株澆水0.5～1.0 kg。其余按優質煙生產規范措施管理。
1.3測定項目及方法
1.3.1產值量測定各處理小區分別采烤，按國標GB 2635―1992分級測產記值。
1.3.2煙葉化學成分檢測分別取各處理X2F、C3F、B2F煙葉0.25 kg切絲后送福建中煙技術中心中心實驗室進行常規化學成分流動分析檢驗。煙葉內化學成分如總糖、還原糖、煙堿、總氮、鉀和氯，分別按照煙草行業標準 YC/T 159―2002、YC/T 161―2002、YC/T 217―2007、YC/T 162―2011和YC/T 160―2002進行檢測。
1.3.3煙葉評吸感官評價方法采用 NY/YCT 008―2002標準，由5～7名專業評煙委員，對各處理X2F、C3F和B2F單料煙進行打分盲評，然后取其平均值。評吸項目為香氣質、香氣量、余味、雜氣、刺激性、燃燒性、灰色[17]。
1.4數據處理
采用 Microsoft Excel 2007 軟件進行數據統計分析處理。
2結果與分析
2.1施鉀對烤煙經濟性狀的影響
如表1所示，施用鉀肥對烤煙產量、產值、上等煙比例、上中等煙比例及均價的影響趨勢基本一致，影響大小均表現為T2>T3>T1>T4>CK， T2處理對烤煙經濟性狀的提高最為明顯，但各施鉀處理間差異并不十分明顯。隨著施鉀量的增加，烤煙的經濟性狀先上升后略有下降，這表明烤煙的生長需要適宜的鉀肥水平，超過適宜的施鉀范圍后，不僅會增加生產成本，也會影響烤煙的經濟性狀。
2.2施鉀對烤煙化學成分的影響
不同施鉀量對煙葉化學成分的影響如表2所示，施鉀處理的下部煙葉X2F的總糖、還原糖含量明顯低于對照，中部葉C3F和上部葉B2F的總糖、還原糖含量略低于對照；施鉀處理的X2F和C3F煙葉總氮、煙堿、鉀含量明顯高于對照；與對照相比，施鉀處理對B2F煙葉總氮含量影響不明顯，但是明顯提高了煙堿和鉀含量。施鉀處理除略微增加了X2F的氯含量外，對C3F和B2F煙葉氯含量的影響不明顯。
就煙葉化學成分的協調性來看，一般認為還原糖含量16%～22%、總氮含量1.9%～2.1%，煙堿含量為2.4%～2.6%、氮堿比為0.8～1.0、糖堿比為 6～10、鉀氯比≥8.0時，煙葉品質最好[18-21]。T2處理下部煙葉X2F總氮含量處于最適范圍，糖堿比和氮堿比最接近最適范圍，且鉀氯比最高；施鉀處理雖然對中部煙葉C3F和上部煙葉B2F各化學成分含量的影響不十分明顯，但T2處理鉀氯比最高。
2.3施鉀對烤煙評吸質量的影響
不同施鉀量對煙葉的評吸質量有一定的影響，提高了煙葉的香氣質和香氣量（表3）。增施鉀肥處理提高了下部葉X2F的香氣質和香氣量，減少了刺激性，其中， T2處理的香氣量、香氣質、余味和雜氣得分最高。各處理對X2F煙葉評吸質量影響的得分排序為T2>T3>T1> T4>CK。
增施鉀肥提高了中部葉C3F的香氣質、香氣量和余味舒適度，其中， T2處理的香氣量、香氣質和雜氣得分最高。各處理對C3F煙葉評吸質量影響的得分排序為T2>T3>T4>T1>CK。
增施鉀肥處理提高了上部葉B2F的香氣質和香氣量，減少了雜氣和刺激性，其中， T2處理的香氣質、香氣量和余味舒適度得分最高。各處理對B2F煙葉評吸質量影響的得分排序為T2>T3>T1>T4>CK。
3討論與結論
確定適宜的鉀肥施用量有利于保障烤煙生產的適產和優質，降低生產成本。本研究結果表明，在T2處理即K2O用量為150 kg/hm2且氮鉀施肥比例為1∶2時，烤煙的經濟性狀最好、化學成分最為協調、感官評吸質量最高。施鉀量的增加明顯促進了烤煙的產量、產值、上等煙比例和上中等煙比例的提高，但當施鉀量超過150 kg/hm2后，烤煙的各經濟性狀增長速度反而變慢甚至下降，這可能是鉀素過多，造成烤煙對氮素的吸收產生了一定拮抗作用，導致煙株對氮吸收、蛋白質合成的代謝過程受到影響，最終影響烤煙經濟性狀[22]。適宜的施鉀量處理可使煙葉鉀含量提高，氮堿比下降，鉀氯比相應提高，煙葉化學成分更加協調；同時使煙葉的香氣質和香氣量得到提升，減少了雜氣和刺激性，使煙葉感官質量得到改善，工業可用性進一步提高。
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