贈內人范文
時間：2023-03-14 02:25:46
導語：如何才能寫好一篇贈內人，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。
篇1
秉承《楚天都市報》“責任媒體，百姓情懷”的辦報理念，《楚天都市報》鄂東版——《楚天時報》于2010年12月28日在黃石創刊。作為貼近區域讀者的報紙，如何踐行母報的理念，更加貼近讀者？《楚天時報》高揚新聞的“人學”大旗，提出“做有溫度的新聞”，傾力關注普通人物的命運沉浮和生存狀態，突出新聞的人文內涵，在創刊短短10個月時間里，精心策劃和組織實施的多篇人物報道，均引起社會廣泛關注。
一、把握背景，呈現人物命運
從新聞價值的五個特征“時效性、接近性、顯著性、重要性、人情味”來考量，選擇普通人物為報道對象，除了具備接近性外，顯然不具備顯著性和重要性，因此，在操作層面必須化靜為動，增強時效性和人情味。
時報創刊之際，正值寒冬臘月，臨近春節，給貧困群眾“送溫暖”，幫助貧困群體過冬過節，成為各級政府的一項中心工作，“送溫暖”自然成為媒體報道的日常新聞，但如何將工作性日常報道做活，做得耐看，不同的新聞操作手法，效果大不一樣。
媒體對黨和政府“送溫暖”的日常報道，起到了引導效果。2011年1月8日，大冶市老黨員殷盛友致電時報新聞熱線，希望幫助一位少年過冬。原來，其孫女殷海玲在大冶市云臺中學資教，班上15歲的男生李旭在大雪紛飛的天氣里，卻只穿著單薄的衣服上課，在課堂上瑟瑟發抖。殷海玲將自己的羽絨服脫給了這個衣衫單薄的男孩，家訪時發現李家一貧如洗，李旭床上的被子是李家三代人蓋過的。 時報當即派記者前往采訪，并決定在“送溫暖”的新聞背景下，以“薄衣少年”作連續報道，以期吸引讀者持續關注，發動更多的人參與“送溫暖”活動，體現媒體的社會責任。
1月9日，時報在要聞倒頭條版位刊發消息：《衣衫單薄，頂風冒雪30分鐘走到學校/15歲男孩：我只想有件棉襖過年》，并配發一張圖片。報道見報當天就引起讀者廣泛關注，讀者王女士致電時報說：“我特地把報紙拿給兒子看了，他很受感動，主動提出把自己的棉襖送兩件給他”。還有讀者來電詢問“薄衣少年”的身高體形，以便購買新衣。不少熱心讀者將棉衣送到時報編輯部，有的還送來現金，委托轉交“薄衣少年”。次日，時報又在要聞版報道了讀者的愛心反饋，并公開告訴讀者，將于當天下午前往“薄衣少年”家轉送棉衣。1月11日，消息《 好心人捐衣解囊/“薄衣少年”穿上新皮衣》見報，并在時報封面版上配發一張孩子正在穿衣的大照片。此后，仍有不少讀者來電表示捐助，直到春節前，黃石當地一名企業家仍牽掛著“薄衣少年”，派人送2000元現金給少年家過春節。
這組報道以“人物求助”吸引讀者，以“愛心反響”感染讀者，以“獲得救助”圓滿收官，以人物命運的改變貫穿報道始終，引人入勝，成為“送溫暖”背景下，影響最大的報道之一。
二、抓住事件，聚焦人物命運
不論是報道“新近發生的事實”還是傳播有關“新近發生的事實的信息”，新聞的中心都應是人，或者說與人有關的事（事實）、與人有關的信息。 可以說，新聞是基于人對自身的生存狀態和生存環境及其發展、變化的認識而做出偏重于真實與客觀的描述，并且通過媒介進行傳播。傳媒的新聞生產，體現了人對自身的生存狀態和生存環境的關注，在事關人的生存的危機面前，不傳播真實的信息，不但有悖于人性，還有可能造成社會的恐慌行為。
如紀大富失蹤報道，以失蹤孩子的命運為主線，引伸到少兒安全的公共話題。既通過細致深入的采訪還原了孩子失蹤的經過又及時跟蹤警方的調查進展，既以挖掘到被拐孩子逃脫的成功案例，又精心編輯少兒安全防范手冊，引起廣泛關注和好評。發行公司反饋的信息顯示，報道期間，時報（隨同都市報發行）在黃石當地的零售量提升了3000多份，街頭零銷攤點的報紙多次一搶而光。
三、轉換角度，改變人物命運
新聞只有放在關系人的生存的高度，才能看清新聞的真正價值，即新聞所體現的是社會文明，是人類社會和諧發展和進步的標志?！皩崿F社會和諧，既有賴于科學合理的制度安排，也有賴于普遍廣泛的價值認同。一個缺乏統一價值認同的社會，很容易陷入一盤散沙；一個沒有堅強精神紐帶的民族，不可能實現真正的和諧。構建社會主義和諧社會，必須形成廣泛的社會共識、普遍的價值認同、堅強的精神紐帶和良好的社會風尚。”在這個過程中，傳媒負有不可忽視的重任。而傳媒要擔負其應盡之責，就必須高揚新聞的人學大旗，張揚人文精神，關注人性的健康發展，關注人的生存狀態，關注社會的和諧發展。唯有此，傳媒才能發揮傳播和諧社會核心價值觀念的作用。
在經歷6月郭美美事件后，在經歷10月小悅悅事件之后，社會良知、道德底線頓然成社會熱點，形成一面倒的輿論，令人堪憂。10月26日到11月11日，時報推出連續報道，聚焦3歲的拾荒女童，引起全國關注，全國25個省市數百人捐出善款，短短幾天時間，拾荒女童命運發生突變，她高興地走進幼兒園，其病重的父親也進入醫院治療。
在這一報道中，時報先后3次調整角度，最終成為同期同類題材中的亮點，起到了引導輿論的作用。 10月13日，時報駐鄂州記者王焱堯接到一封求助信：2010年11月11日，鄂州市梁子湖涂家垴鎮沙咀村29歲村民詹險峰，從黃石騎摩托車回鄂州，發生一起沒有對方負責的交通事故。術后，詹險峰在CTV病房昏迷40余天，花去14萬元積蓄，病情仍沒有好轉。妻子見狀，離家出走，音訊全無。詹母謝婆婆聽說鄂州城中村有一名私人針灸醫生可以治療，便帶著病兒和3歲的孫女租住到廟鵝嶺，靠拾荒度日。也就是同一天，佛山小悅悅事件在網上持續發酵，18位見死不救路人的冷漠和無情，引發公眾對當前中國社會的道德底線、倫理底線的反思。
這類求救信，一般會作為呼吁愛心角度發稿，但在當時的社會輿論背景下，效果難料；其次，還可以從呼吁建立交通事故全責方醫保報銷體系角度報道，然而，咨詢律師后，律師稱根據現有的法律條文，交通事故全責方住院費用、手術費不能進行醫保報銷。這樣，即便發稿，對詹家也于事無補。
10月24日下午5時，天色已晚，記者再次來到廟鵝嶺城中村，此時，謝婆婆正帶著3歲的孫女在垃圾站撿瓶子。謝婆婆稱，今年9月幼兒園開學，3歲半孫女詹鑫宇整天吵著要上學，當時普通幼兒園一學期學費在1200-2000元，謝婆婆拿不出這筆錢，無奈之下，她只好時常哄騙孫女：多撿瓶子賣錢，治好了爸爸的病，爸爸就可以外出打工掙錢，就可以送你上幼兒園了……
小鑫宇不知道的是，其父是一級傷殘，治愈的可能性微乎其微。奶奶善意的謊言，天真的小鑫宇信以為真。也就在這時，新聞報道角度再一次發生轉變，新聞焦點從救助一級傷殘的詹險峰轉向渴望上幼兒園的女童，詹家的悲慘遭遇成了一個新聞背景，女童隨奶奶拾荒賣錢救父成為一個較好的報道角度。
10月26日，通訊《3歲女童拾荒賣錢為父治病》在時報一版倒頭條刊登并上網，反響強烈，當天早晨7時許，愛心人士電話紛至沓來，直至凌晨3點鐘，電話方才消停。全天共接到來自北京、香港、甘肅、江蘇以及湖北省各地百余名愛心人士的電話，詢問詹家現狀，并表示將資助詹鑫宇一家渡過難關。
此后幾天，時報及時報道社會各方的愛心反饋和求助小鑫宇的行動，但愛心電話也越來越多，短短3天，時報共接到來自全國25個省市200多個電話，一位東北男子捐贈10萬元，一位安徽學生捐贈20元。28日，《12萬愛心款涌向鄂州 “拾荒女童” 今日上幼兒園》見報。
篇2
關鍵詞：社會資本；社會信用；人力資本；內生經濟增長
中圖分類號：F124；F224文獻標識碼：A文章編號：1001-6260（2009）02-0001-09
一、引言及文獻綜述
現有文獻對于經濟增長決定因素的研究，較多地注重于經濟因素，如實物資本、對外貿易和生產技術水平等，大多忽略了社會因素，如文化、社會準則、信用體系、社會規則等，而這些社會因素在促進經濟增長和經濟發展中起著十分重要的作用。如美國經濟的快速發展很大程度上取決于其“大熔爐”式的社會文化、網絡與信用體系。本文從社會因素的角度來深入分析影響宏觀經濟績效的內在機制。最近，越來越多的學者也開始利用社會因素來解釋不同的國家或地區所存在的貧富差異，并由此而形成了一種新的觀念：影響經濟績效還存在一種新的資本性要素――社會資本。
社會資本作為一個學術概念，最早由法國社會學家Bourdieu(1986)提出。他認為：社會資本主要是由與公民的信任、互惠和合作有關的一系列態度和價值觀構成的，其關鍵是使人們傾向于相互合作，是信任、理解、同情的主觀世界觀所具有的特征；社會資本的主要特征體現在那些將朋友、家庭、社區、工作以及公私生活聯系起來的人格網絡；社會資本具有社會結構和社會關系的有助于推動社會行動和實現行動目標的特性。由此可見，社會資本作為一種集體行動的正式和非正式的規范和網絡，對于促進個人、組織之間的生產和合作以實現其共同利益，從而推動整個社會的進步和繁榮具有重要意義。
Coleman(1990)將理性行動作為研究的起點，強調了社會資本的結構性質及其公共產品性質。和其他形式的資本一樣，社會資本也是生產性的，使某些目的的實現成為可能，而在缺少它的時候，這些目的不會實現。以研究信任和經濟發展著稱的Fukuyama（1995）直接將社會資本定義為“一個群體的成員共有一套非正式的、允許他們之間進行合作的價值觀或準則。如果該群體的成員開始期望其他成員的舉止行為將會是正當可靠的，那么他們就會相互信任”。信任就如劑，它能使任何一個群體或組織的運轉變得更加有效，能夠促進兩個或者多個個體間合作的一種具體化非正式規范(Berggern, 2006)。社會資本是主觀的社會規范和客觀的社會特征(社會網絡)以及可能的結果(信任或者說社會效率的提高)的混合物。這一定義將不同的事物混淆在一起，難免混亂不堪，造成邏輯上的誤區和應用上的泛化。因此，要對社會資本進行界定，應該將它們分割開來進行考慮，而不是把它們簡單地揉合在一起。國內很多學者研究社會資本就是直接將社會資本與文化、習俗等非正式制度因素等同起來（陶金，2008）。
社會資本是一種生產要素，它與其它生產要素一起推動社會經濟發展。Ostrom(2000)指出社會資本通過促使個體之間的合作而提高經濟增長績效。Knack等(1997)通過實證分析，得出在控制了影響經濟增長的其它因素后，誠信水平、社會參與度與經濟增長成正相關關系。社會誠信之間的重復性的相互影響會促使社會誠信水平的提高。Miguel(2003)、Crudelia(2006)等認為社會信用水平可以作為一種生產性投入進入生產函數，他們以社會信用度、社會犯罪率、不良貸款比率等指標作為社會資本的變量來研究其與產出之間的關系：高的社會信用度與更加廣泛的公民之間的承諾將伴隨著較高的經濟增長水平。
社會資本對社會經濟發展產生了積極的影響，那么如何有效地促進社會資本積累，不僅是理論界需要深入探討的學術問題，也是公共政策的目標之一。根據Steger(2002)的觀點，個人消費一部分是為了滿足生理上的需要，而另一部分是通過教育和保健等方面的生產性的消費支出來提高個人的人力資本，而人力資本的發展與社會資本的積累之間存在相互依存的關系，教育水平的提高不僅可以增加人力資本，而且可以促進社會資本的積累。政府應制定相應政策以促進人力資本積累并促使社會準則的健全、社會誠信度的提高和人與人之間的互助與合作。Rupasingha 等(2006)認為教育水平的提高是社會資本積累的最關鍵因素。教育作為一種制度環境，能夠為不同層次的人群創造一個非正式的接觸平臺，創立合作與互信機制，這種內在的相互影響使得具有不同教育層次的人群之間相互承諾，并為社會網絡關系的發展做出直接的或間接的貢獻。教育水平的提高能夠提升人與人之間的信任度、容忍力與互惠能力。很顯然，受教育程度較高的人之間比受教育程度較低的人之間更加容易交流與溝通，且受教育程度較高的人更容易與自己相處的人建立良好的社會文化環境。因此，教育投資不僅可以通過人力資本的積累來促進經濟增長，而且可以通過逐步改善社會準則、增強社會凝聚力、提高社會誠信度和社會交往網絡等社會資本促進經濟增長。
人力資本是凝聚在勞動者身上具有經濟價值的知識、技術、能力和健康素質，是勞動者質量的反映（余長林，2006）。“內生經濟增長理論”在分析人力資本投資對經濟增長的影響時，把人力資本作為一種生產要素直接引入經濟生產函數中，認為經濟增長來源于人力資本的積累，沒有人力資本的積累就沒有經濟的增長，不同的人力資本的積累速度是不同經濟增長率、跨國收入差距的主要原因。Romer(1990)認為人力資本存量水平會影響知識創新能力、模仿和吸收新技術能力，進而能夠影響技術進步率，從而促進經濟增長，這充分強調了人力資本存量對經濟增長的重要影響。Barro等(1990)認為單個經濟主體通過人力資本積累所獲得的私人報酬存在外部性，擁有更高勞動技能的經濟個體能夠提高與其共同工作的經濟個體的勞動生產力，因此，人力資本積累能夠增加全社會的全要素生產率，促進經濟增長績效。但是，他們大多是將人力資本作為一種生產要素來分析其對經濟增長的影響，而忽視了人力資本積累對社會資本積累所產生的影響，以及由此對經濟增長績效所產生的間接作用。所以，本文擬將社會資本、人力資本內生化，從私人生產性的教育消費支出與公共服務性支出的角度，分析人力資本與社會資本的內在影響機制，并在內生經濟增長模型的基礎上分析其對經濟增長績效的影響。
本文結構體系如下：第二部分建立一個內生經濟增長模型，分析個人生產性的教育消費支出與公共支出、人力資本和社會資本積累、經濟增長績效和社會福利之間內在影響機制；第三部分對上述內在影響機制進行實證檢驗；第四部分是結論及其政策含義。
二、理論模型
Steger (2002)等將資本分為實物資本和人力資本。我們參照Dinda （2007）等的相關研究，將社會資本引入到內生經濟增長模型。
假設存在如下社會生產函數，y為產出，k為復合資本投入，它包括實物資本、人力資本和社會資本，生產函數形式為：AK生產函數，其設定如下：
y=f(k),f′=常數， f″=0, f(0)=0（1）
實際資本kp的動態方程為：
k?p=(1-t)f(k)-c-δpkp（2）
其中：t為宏觀稅率；δp為實際資本折舊率；c為消費，它一方面滿足勞動者生理上的需要，另一方面是生產性消費支出創造人力資本。人力資本的動態方程為：
k?h=h(C,GE)（3）
人力資本積累一方面來源于教育和健康等生產性消費支出C（它是所有消費c中的一部分），而另一方面來源于政府在教育、文化、衛生等方面的支出GE。
假設1：上述人力資本運動函數是嚴格凹的，即：h′(?)＞0, h″(?)＜0
limc,GE∞h(c,GE)=h(c,GE)limc,GE∞h′(c,GE)=0limc,GE∞h″(c,GE)=0（4）
根據前文的分析，教育過程從學校開始，生產出了很多知識淵博的個人，他們共同交往，共享社會責任。受過更多教育的個人比較少受教育的個人能夠更好地理解社會信任、社會交往、互助合作對經濟行為所產生的積極影響。傳統的觀點都將此稱為人力資本的外部性對社會經濟所產生的積極影響。本文擬將這些影響以社會資本的形式進行內生化。這些外部性的因素很多，本文主要集中分析人力資本（教育）所帶來的社會信任度、互助合作的變化這一個方面，因為社會信任是社會資本形成的基礎。所以，本文將社會資本內生化于人力資本，主要是教育促進社會資本的積累。另外，社會信任、互助合作等社會資本存量多少與政府行為方式有較為緊密的關系，如政府通過建立完善的法律體系，倡導公正文明的社會規則和社會信任的宣傳活動，社會違約處理和違約成本的制度體系建設等都有利于促進社會資本的形成，那么，社會資本的動態方程式設定如下：
k?s=φ(kh,Gs)-ζks（5）
假設2： φ′(?)＞0，φ″(?)＜0，即人力資本與政府培育社會資本的公共支出對社會資本積累產生正向影響。
其中：kh為人力資本；ks為社會資本；Gs為政府培育社會資本的公共支出；ζ為社會資本折舊率，假設它小于0，因為社會資本與其它形式的資本一樣，也需要維護成本，所以也同樣存在折舊。但是，與其它資本不同的是社會資本不一定隨著其使用年限增加而遞減，相反，很多社會資本都是在使用中不斷增加，如企業與企業之間社會網絡關系與社會信譽是隨著不斷交往時期延長和程度的加深而不斷提高。另外，社會資本與實物資本不相同的是它必須要在共享中使用而不能由某一經濟主體單獨使用。
復合資本k的定義為k=kαpkβhk1-α-βs，其動態方程為：
k?=1k?p+2k?h+3k?s1=αk/kp2=βk/kh3=(1-α-β)k/ks（6）
將（2）―（5）式代入（6）式得到復合資本動態方程式：
k?=1(1-t)f(k)-［1c-2h(c,GE)］+3φ(kh,Gs)-（1δkp-3ζks）（7）
整個社會中，代表性的家庭最大化其某一個時刻的消費效用水平，從而最大化社會福利水平，即：
Maxc∫∞0U(c)e-ptdt（8）
約束條件為（7）式，且kp(0)＞1，kh(0)≥1，ks(0)≥1。求解上述經濟最優均衡問題，建立如下漢密爾頓方程：
H(c,k,GE,Gs,kp,ks,λ)=U(c)e-pt+λ｛1(1-t)f(k)-［1c-2h(c,GE)］+3φ(kh,Gs)-［1δpkp+3ξks］｝（9）
由一階條件為Uc=λ(1-2h′c(c,GE))，λ為k的影子價格。進行相應理論推導，可以得出消費增長率即經濟增長率的表達式如下（推導過程略）：
c?c=-cUccUc+-c2hcc(c,GE)1-2hc(c,GE)-11(1-t)fk(k)+32φkh（kh,Gs）-(ρ+δp+ξ)（10）
其中:-Ucc(c)cUc(c)＞0，表示跨期的消費彈性。-2hcc(c,GE)c1-2hc(c,GE)表示凈消費彈性，表示個人進行人力資本積累使得部分實物消費轉化為生產性的教育消費支出，但消費者一般不會將其所有收入進行教育投資而完全不消費實物產品，所以，凈消費水平一般不會為負數。上式與普通的最優消費增長率表示式相比較而言，增加了一項32φkh(kh,Gs)＞0，此式的經濟含義是：生產性的私人教育和健康等的消費支出促進人力資本積累，人力資本與政府培育社會資本的公共支出促進了社會資本積累而對經濟增長產生正面影響。
定理1：社會經濟主體的生產性的教育消費支出和公共教育支出促進了人力資本積累，人力資本、政府培育社會資本的公共支出促進社會資本積累，從而促進經濟增長。
三、實證分析：基于面板數據的單位根和協整檢驗
本文上一部分的理論模型深入剖析了人力資本、社會資本及其經濟增長之間所存在的內在影響機制，在假設1和假設2的基礎上推導出了定理1。本部分主要從實證的角度來檢驗這一內在機制：第一，私人生產性的教育消費支出、公共財政教育支出與人力資本積累之間的關系；第二，人力資本、政府培育社會資本的公共支出與社會資本積累之間的關系；第三，社會資本與經濟增長績效之間的關系。
（一）社會資本變量的選擇與數據說明
社會資本包含一個較為廣泛而松散的范疇，這將為定量的實證分析帶來一定難度。所以，本文實證研究中主要側重于一種社會資本――社會信用與人力資本、經濟增長績效之間的關系。但是，由于中國社會信用體系建設相對落后，相關文獻和數據庫還沒有有關社會信用的數據指標。不過，一般而言，一個國家或地區的社會信任度越高，其經濟主體之間的關系越融洽，社會經濟契約的履約率就會越高，所以，本文在此以中國不同省份不同時期的“相對勞動爭議受理率”作為其社會信任度的變量，“相對勞動爭議受理率”即是不同省份在不同年份相關管理部門所受理的勞動爭議案件數與GDP的比值，其值越大，說明社會信任度越低。在此，以相對量來表示的主要原因是一定時期經濟活動范圍與經濟總量越大，勞動爭議案件產生的可能性會越大，導致其絕對數量也可能會越多，如中國一些經濟發達的省份，隨著其經濟總量的不斷增加，經濟糾紛案件總量也在增加，但相對其經濟總量的增長而言卻在下降，所以，利用單位產值的勞動爭議案件數來表示社會信任度是一種合適的選擇。
本文選擇的樣本數據是中國大陸30個省份1996―2006年的面板數據。各個省份的勞動爭議案件數的數據主要來自各年度的《中國勞動統計年鑒》。總產出、勞動和資本等數據來自各個省份統計年鑒和《中經網統計數據庫》：總產出是各個省份按可比價格計算的GDP；總勞動是各個省份從業總人數（注：《中國勞動統計年鑒》從1996年開始才有該數據，使用面板數據進行分析主要是為了解決樣本容量問題。重慶在1997年后才成立，其數據合并到四川省，最終的實證數據為包含30個省市區的省際面板數據。）；總物質資本是我們模擬的數據，即首先根據各省份每年的資本積累，采用永續盤存法模擬出名義資本存量，然后用各省份GDP縮減指數進行平滑，最后得到各個省份的物質資本存量。我們采用Hall等(1999)基于Micner公式(Minerican return to schooling)的方法模擬各省份的人力資本存量。首先計算各個省份6歲及以上人口中各種文化程度人口的比重，接著計算各省份6歲以上人口平均受教育年數，最后采用Hall等 (1999)的方法模擬各省份的人力資本存量。各個省份人力資本的原始數據來源于《中國人口統計年鑒》(各年份)。為了分析不同區域之間不同變量之間的相關關系所存在的地區差異性，本文將中國所有省份分為東、中、西三個地理區域，參照“國家發改委”的劃分標準，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、黑龍江、吉林，其它為西部地區，然后分別以三個區域所組成的面板數據進行分析。
（二）私人生產性的教育消費支出、公共教育支出對人力資本積累的影響
基于假設1，對公共教育支出、私人生產性教育消費支出與人力資本積累之間建立如下實證模型：
logkiht=αi1+αi2logCit+αi3logGiht+αi4logXit+εit（11）
其中，α為各變量的系數項，logkiht、logCit、logGiht為各個不同省份不同時期人力資本、私人生產性的教育消費支出、公共教育支出的對數值。私人生產性教育消費支出分別以各省份私人所付出的人均教育支出額表示（注：人均教育支出沒有直接的數據，通過每個省份學前教育、小學、初中、高中、職業學校、大學等各種形式的教育學雜費收費收入來得到，而教育附加等稅費不在其中，因為它不是居民自主消費性支出，而是一種強制性的支出，它會在政府公共教育支出中得到反映。），公共教育支出以每個省份政府教育支出總額來表示，Xit為控制變量，以各個省份實物資本存量與就業人數的比值kipt表示，反映人均的實物資本形成對人力資本積累的影響。
為了避免虛假的回歸結論，首先對logkiht、logCit、logGiht、logkipt進行單位根檢驗。目前面板數據單位根檢驗的方法較多，但每種方法都有不同的優缺點，因此選擇四種主要的方法同時進行檢驗(取四種方法檢驗一致的結果)，以增強檢驗結果的可靠性。這四種檢驗方法是：Levin, Lin & Chu檢驗(2002)；Im，Pesaran and Shin W檢驗(2003)；ADFFisher Chisquare檢驗(1999)；PPFisher Chisquare檢驗(2001)。表1列出了單位根檢驗結果。logkiht、logCit、logGiht的水平序列的四種檢驗方法都不能拒絕有單位根的假設，而三者的一階差分Δlogkiht、ΔlogCit、ΔlogGiht的四種檢驗方法都在1%的顯著水平上拒絕有單位根的假設。說明這三個變量都是一階單整序列。logkipt的水平序列的Levin，Lin & Chu檢驗拒絕有單位根的假設，但其它3種方法都不能拒絕有單位根的假設，而logkipt的一階差分變量Δlogkipt，四種方法都在1%的顯著水平上拒絕有單位根的假設，因此可以認定logkipt也是一階單整的。
由于logkiht、logCit、logGiht、logkipt都是一階單整的，應繼續檢驗四者是否存在協整關系。具體方法采用兩步檢驗法，先進行回歸分析，再對得到的殘差序列進行單位根檢驗，如果殘差序列沒有單位根，則說明四個變量間具有協整關系。用Eviews 5.1對回歸方程(11)式進行估計，經協方差分析檢驗和hausman檢驗，選用等斜率的固定效用模型，先使用相同權數做最初的回歸權數估計，然后再用估計的權數作加權最小二乘估計。在對回歸方程進行估計后，對得到的殘差序列進行面板單位根檢驗。協整關系檢驗和回歸系數的估計分別按照全國所有省份、東部、中部、西部地區四個面板數據來進行分析，以反映總體影響及其所存在的地理區域上的差異性，最終結果見表2。logCit、logGiht、logkipt的回歸系數均在1%或5%的顯著水平上顯著，且四種方法對殘差的面板單位根檢驗結果都在1%的顯著性水平上拒絕有單位根的假設，說明logkiht、logCit、logGiht、logkipt之間具有協整關系。logCit、logGiht的系數顯著為正，且logCit的系數大于logGiht的系數，其隱含的經濟含義：一是私人生產性的教育消費支出與公共教育支出都對人力資本的形成具有顯著的正面影響；二是單位的私人生產性的教育消費支出對人力資本的產出效率要大于公共教育支出對人力資本積累的產出效率。協整關系表示長期因果關系，因此也說明私人生產性的教育消費支出與公共教育支出是中國人力資本積累的長期原因。這就驗證了假設1的正確性。從東、中、西部不同區域面板數據回歸系數比較來看，在東部地區中logCit、logGiht 系數分別為0.424、0.341，而西部地區二者的系數分別為0.286、0.323，中部地區二者的系數分別為0.367、0.359，這說明在東部地區私人生產性教育消費支出比公共教育支出對人力資本的產出效率相對較大，而在中西部地區相對較小，這種地理區域上的差異性較為明顯。
表1 logkiht、logCit、logGiht和logkipt的單位根檢驗結果
變量logkihtΔlogkihtlogCitΔlogCitlogGihtΔlogGihtlogkiptΔlogkiptLLC1.654-7.650*2.631-9.4121*3.9087-11.652*-12.631*-6.698*IPS6.431-8.497*7.430-6.4407*5.4312-9.497*4.439-8.249*ADFFC31.449107.449*29.445167.423*29.4076112.446*26.440107.445*PPFC42.657121.657*26.650173.431*48.3216109.643*31.652102.619*
注：LLC、IPS、ADFFC、PPFC分別表示Levin, Lin & Chu檢驗、Im，Pesaran and Shin W檢驗、ADFFisher Chisquare檢驗、PPFisher Chisquare檢驗的統計量，以下相同；“*”表示1%的顯著水平上顯著，拒絕存在單位根的原假設。
表2 logkiht和logCit、logGiht、logkipt之間的協整關系檢驗與回歸結果
面板區域常數項logCitlogGihtlogkipt全國6.435（4.512*）0.364（4.201*）0.241（2.021**）0.345（3.007*）東部6.655（4.704*）0.424（2.091**）0.341（4.011*）0.365（3.063*）中部6.442（3.992*）0.367（2.198**）0.359（3.171*）0.326（4.106*）西部6.223（4.082*）0.286（3.167*）0.323（2.231**）0.301（5.296*）殘差的面板單位根檢驗LLCIPSADFFCPPFC全國-14.564*-16.208*223.569*144.325*東部-17.562*-20.292*245.522*156.311*中部-15.533*-17.232*232.544*123.662*西部-11.562*-15.217*212.554*122.347*
注：括號內為各個變量系數的T-統計量，“*”、“**”分別表示在1%、5%的顯著水平上顯著。
（三）人力資本存量對社會資本――社會信用的影響
由假設2可知，人力資本kh、政府培育社會信用的公共支出Gs影響社會信用度的提高，另外，社會資本――社會信用度的提高還受到不同地區經濟與社會發展水平的影響，所以，以各個省份的GDP和實物資本存量作為控制變量引入回歸方程，具體的實證計量分析模型設定如下：
logkist=βi1+βi2logkiht+logGist+βi3logPit+εit（12）
其中：logkist、logkiht、logGist為各個不同省份不同時期相對勞動爭議受理率的倒數（注：以倒數形式轉換，使得其值越大，社會信用度越大，其值越小，社會信用度越小。）、人力資本、政府培育社會信用的公共支出的對數值，政府培育社會信用的公共支出以各個不同時期政府在司法、文化宣傳上的公共支出額來表示。Pit為控制變量，以各個省份實物資本存量與名義GDPit的比值表示，反映實物資本和社會經濟發展對社會資本積累的影響。
表3是logkist、logkiht、logGist、logPit的單位根檢驗結果。logkist、logkiht、logGist、logPit的水平序列以四種方法都不能拒絕有單位根的假設，而一階差分Δlogkist、Δlogkiht、ΔlogGist、ΔlogPit四種方法都在1%的顯著水平上拒絕有單位根的假設。說明這四個變量都是一階單整序列。表4是基于四個不同面板數據的logkist、logkiht、logGist、logPit的協整關系檢驗和回歸分析的結果?；貧w系數均在1%或5%的顯著水平上顯著。從所有省份、東、中、西部不同區域的殘差項的面板單位根檢驗來看，logkist、logkiht、logGist、logPit也存在協整關系，即這四個變量之間存在一種長期均衡關系，由于logkiht、logGist的系數顯著為正，這說明了人力資本存量與政府增加社會資本建設的支出有利于社會信用體系的建立。這就驗證了假設2的正確性。由于logkiht的系數大于logGist的系數，這就充分說明了社會資本――社會信用度的提高主要是依賴于全體社會成員整體素質水平的提高，而政府在加強社會信用體系建設方面也應負擔其應有的責任，但其相對作用較??；從東、中、西部三個不同區域的比較來看，東部地區logkiht的系數相比logGist的系數要大，而中、西部地區這二者系數大小正好相反，這充分說明人力資本與政府行為對社會資本積累所產生的影響在不同區域間存在顯著差異，西部地區是政府行為對社會信用度的提高起主導作用，而東部地區是社會經濟自身的人力資本積累起到了主導作用。
表3 logkist、logkiht、logGist、logPit的單位根檢驗結果
變量logkistΔlogkistlogkihtΔlogkihtlogGistΔlogGistlogPitΔlogPitLLC2.653-11.659*1.630-11.412*3.908-17.677*4.9086-15.656*IPS5.432-12.494*6.431-13.441*5.432-14.494*4.431-13.494*ADFFC29.431112.431*26.446164.421*26.411116.466*27.407110.443*PPFC38.653126.622*23.651170.433*46.322132.643*44.321107.622*
注：“*”表示在1%的顯著水平上顯著，拒絕存在單位根的原假設。
表4 logkist、logkiht、logGist、logPit的協整關系檢驗與回歸結果
面板區域常數項logkihtlogGistlogPit全國2.431（2.143**）0.332（4.332*）0.211（3.871*）0.346（5.021*）東部2.852（2.012**）0.376（3.012*）0.223（2.651**）0.363（4.826*）中部2.425（2.136**）0.267（5.072*）0.221（2.875**）0.326（5.873*）西部2.032（3.646*）0.193（3.062*）0.243（1.951**）0.256（3.029*）殘差的面板單位根檢驗LLCIPSADFFCPPFC全國-16.234*-18.218*201.522*143.314*東部-19.237*-20.214*244.521*166.387*中部-17.237*-17.210*211.544*145.366*西部-14.236*-15.216*178.524*123.315*
注：括號內為各個變量系數的T-統計量，“*”、“**”分別表示在1%、5%的水平上顯著。
（四）社會資本――社會信用對經濟增長影響分析
由定理1可知，社會資本――社會信用是影響經濟增長的一個重要因素，另外，經濟增長率還受到實物資本、勞動就業、政府支出、進出口相關變量的影響。那么對二者關系設定如下實證計量分析模型（注：為了避免變量間序列相關，解釋變量中省略了人力資本，將其對經濟增長的影響置于全要素生產率中。）：
logGDPit=μi1+μi2logkist+μi3logZit+εit（13）
其中，logGDPit、logkist表示真實國內生產總值、相對勞動爭議受理率倒數的對數值，Zit為影響經濟增長的控制向量，包括人均固定資產投資Iit、進出口總額EIit、政府支出Git。
首先對logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit進行單位根檢驗，其檢驗結果列在表5中，對logGDPit、logkist的水平序列而言，四種方法都不能拒絕有單位根的假設，而二者的一階差分ΔlogGDPit、Δlogkist四種方法都在1%的顯著水平上拒絕有單位根的假設，說明這兩個變量都是一階單整序列。logIit、logEIit、logGit的水平序列Levin，Lin & Chu檢驗拒絕有單位根的假設，但其它3種方法都不能拒絕有單位根的假設，而logIit、logEIit、logGit的一階差分變量，四種方法都在1%的顯著水平上拒絕有單位根的假設，因此可以基本認定logIit、logEIit、logGit也是一階單整的。因為這五個變量都是一階單整，則要對其進行協整檢驗，表6是基于所有省份、東、中、西部不同區域的面板數據的協整檢驗結果，logkist、logIit、logEIit、logGit的回歸系數均在1%或5%的顯著水平上顯著，且四種方法對殘差的面板單位根檢驗結果都在1%的顯著性水平上拒絕有單位根的假設。說明logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit之間具有協整關系。因為logkist的系數顯著為正，即社會資本――社會信用度的提高對經濟增長起到正面的影響。協整關系表明二者之間存在長期的因果關系，因此，這就說明了社會資本積累是中國經濟增長的長期原因，即定理1在理論和實踐中都是成立的。從不同區域的社會資本對經濟增長影響大小來看，東部地區大于中、西部地區。
表5 logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit的單位根檢驗結果
變量logGDPitΔlogGDPitlogkistΔlogkistlogIitΔlogIitlogEIitΔlogEIitlogGitΔlogGitLLC1.652-11.609*2.656-13.455*-9.902*-17.677*-9.907*-16.653*-9.862*-17.651*IPS5.402-12.491*5.448-11.438*4.436-15.497*3.431-18.494*2.435-16.493*ADFFC23.432134.458*23.421155.467*21.419123.465*25.406122.446*22.401134.455*PPFC34.607143.615*19.602156.446*38.321141.641*41.320124.621*43.327126.611*
注：“*”表示在1%的顯著水平上顯著，拒絕存在單位根的原假設。
表6 logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit的協整關系檢驗與回歸結果
面板區域常數項logkistlogIitlogEIitlogGit全國5.435（3.641*）0.292（3.339*）0.311（4.876*）0.281（5.216*）0.121（4.433*）東部5.655（3.741*）0.299（4.339*）0.321（4.326*）0.315（2.216**）0.107（3.437*）中部5.475（2.046**）0.293（5.339*）0.317（4.456*）0.272（2.201**）0.124（5.436*）西部5.215（1.943**）0.289（3.339*）0.323（4.626*）0.212（3.016*）0.127（3.439*）殘差的面板單位根檢驗
LLCIPSADFFCPPFC全國-17.236*-19.216*195.527*152.316*東部-19.202*-22.215*246.524*158.355*中部-16.235*-18.214*222.554*146.367*西部-15.231*-16.215*166.523*125.313*
注：括號內為各個變量系數的T-統計量，“*”、“**”分別表示在1%、5%的顯著水平上顯著。
四、結論及啟示
本文構建了內生經濟增長模型，將人力資本、社會資本與經濟增長績效有機地聯系起來，深入分析了其內在的影響機制。研究發現，私人生產性的教育消費支出與公共教育支出共同促進了人力資本的積累，人力資本積累、政府培育社會資本的公共支出能夠有效地促進社會資本的積累，社會資本積累對經濟增長績效產生顯著的積極影響。我們運用中國不同省份的數據，以社會信用為社會資本的變量，利用面板數據模型，從整體上和不同地理區域（東、中、西部）對人力資本、社會資本與經濟增長績效的內在機制進行了實證檢驗。實證分析顯示：隨著中國經濟的快速發展和人們收入水平的不斷增加，私人生產性的教育消費支出總量和公共財政教育支出總額都有較大幅度的增長，對中國人力資本的積累產生了積極影響，但是私人生產性的教育消費支出相比公共財政性教育支出對人力資本的積累具有較高的產出效率；人力資本的積累有效地促進了社會資本總量的增加，社會資本作為一種生產要素與其它生產要素一起有效地推動了中國經濟增長。但是，這種內在機制具有較強的地理區域上的差異性：東部地區私人生產性的教育消費支出比公共教育支出對人力資本的產出效率相對較大，而在西部地區相對較??；西部地區的政府直接干預行為對社會資本――社會信用度的提高起主導作用，而東部地區主要是社會經濟主體自身的人力資本積累對社會信用度的提高起到主導作用；東部地區的社會信用度對經濟增長的影響大于中、西部地區，這就說明中、西部地區在社會信用體系建設上也落后于東部地區。隨著中國社會經濟發展水平的不斷提高，社會資本――社會信用在經濟發展中的作用越來越重要。
基于以上影響機制的基本結論，我們可以得到如下啟示：
1.要充分重視私人生產性的教育消費支出在人力資本積累中的功能。從總體上來講，目前中國從基礎教育到高等教育大多以政府公共投資為主體，而私人教育支出所占比重較小。但是，實證分析得到私人生產性的教育消費支出相比政府公共教育支出有更大的產出效率，而經濟發達的東部地區這種作用機制更為明顯。這一研究結論與相關學者的研究結論一致，如Werlkse(2007)從成本與效率的角度對美國私立大學與公立大學進行了比較分析，結果顯示公立大學在學術水平、經濟效益等多項指標上的效率相對較差。隨著中國經濟發展水平的提高，中國公共教育支出總額肯定還會進一步增加，但是，要優化公共教育支出的結構和方式，使其能夠最大可能地帶動私人生產性的教育消費支出，如對高校困難學生實行助學貸款和利息補貼支出，使上不起大學的困難學生能夠接受高等教育，這不僅增加了整個國家的人力資本總量，而且會使得這些接受補貼的對象增加其教育消費在其一生總消費中所占的份額，從而提高人力資本的生產效率。
2.要重視社會資本――社會信用在社會經濟發展中的作用。從實證分析中可知，社會信用對經濟增長的影響除了略小于實物資本對經濟增長的影響外，要大于政府支出、進出口對經濟增長的影響。那么，構建良好的社會信用體系，促進社會資本的積累將是影響中國經濟縱深發展的十分重要的決定性因素。隨著中國經濟的發展，社會信用也日益受到人們的重視，黨的十六屆三中全會提出“要增強全社會的信用意識，形成以道德為支撐、產權為基礎、法律為保障的社會信用制度”，為完善中國特色的社會主義市場經濟信用體系指明了方向。備受人們關注的“溫州發展模式”，也正好體現出了社會信用對經濟發展的無窮力量。改革開放初期，由于出現了大面積的區域性產品質量問題，“溫州”一度成為假冒偽劣的代名詞。但經過十多年的艱苦努力，今天的溫州，已經擁有32個中國名牌產品、34個中國馳名商標，并被評為“中國品牌經濟城市”，對其經濟發展產生了巨大的推動力。但是，從總體上來看，中國社會信用體系還沒有建立起來，個人信用不能在經濟交往中體現出應有的內在價值，所以，完善法制，提高社會主體的素質以完善中國的社會信用體系是一項十分重要的任務。
3.社會資本――社會信用的培育要注重經濟主體的人力資本培育與政府直接干預行為的結合。政府可以通過公共教育支出、引導私人生產性的教育消費支出來促進人力資本積累，從而促進社會資本――社會信用水平的提高，也可以通過法制、行政手段等直接干預行為來強制性地要求社會經濟主體履行社會承諾。從本文實證分析可知，經濟主體的人力資本積累與政府培育社會資本的公共支出都有利于社會信用水平的提高，而這兩個方面比較而言，人力資本積累對社會信用資本的積累產生了更大的影響。社會信用體系具有公共產品的性質，需要通過法制、行政手段等政府行為來克服其外部性對經濟主體所產生的不利影響，所以，在培育社會信用資本的過程中，必須有政府直接干預行為的存在。但是，社會信用度的高低主要取決于社會經濟主體的行為方式，而社會經濟主體的行為方式主要受到經濟主體的素質高低，即社會人力資本積累的影響。所以，以市場與政府投資有機結合提升人力資本的積累對培育社會信用資本的積累比純粹的強制性的政府行為顯得更為重要。
4.在實施區域協調發展戰略中，要著力推進落后地區人力資本和社會信用體系的建設。實證分析結果顯示，東部地區相比西部落后地區，社會信用對經濟增長的促進作用更加明顯。中國落后地區由于受到自然條件、經濟發展水平的約束，人力資本投資有限而使得人力資本存量不足，且人力資本是一種流動性很強的生產要素，近十幾年來中國也出現了較為嚴重的人力資本由落后地區向發達地區流動的現象，使落后地區人力資本存量更為缺乏，這在一定程度上也會進一步惡化落后地區的社會資本積累――社會信用水平。所以，政府在促進落后地區的人力資本積累與社會信用體系的構建中顯得更為重要。
參考文獻：
陶金. 2008. 論杜會資本的定義及其屬性［J］. 江漢論壇(1): 27-31.
余長林. 2006. 人力資本投資結構及其對經濟增長的影響：基于擴展MRW模型的內生增長理論與實證研究［J］. 南方經濟(6): 38-46.
BARRO R J, LEE J. 1996. International measures of schooling years and schooling quality ［J］. American Economic Review, 86(3): 218-223.
BERGGREN N. 2006. Free to trust: economic freedom and social capital ［J］. Social Economics, 59(2): 141-169.
BOURDIEU P. 1986. The forms of capital ［M］. Westport, CT: Greenwood Press: 242-258.
COLEMAN J S. 1990.Foundations of social theory ［M］. Cambridge : Harvard University Press: 345-349.
CRUDELIA L. 2006. Social capital and economic opportunities ［J］. Journal of Socio-Economics, 35(3)：913-927.
DINDA S. 2007. Social capital in the creation of human capital and economic growth: a productive consumption approach ［J］. The Journal of SocioEconomics, 22(3):197-218.
FUKUYAMA F. 1995. Trust: the social virtues and the creation of prosperity ［M］. New York：The Free Press: 356-378.
HALL l R,JOIVES C. 1999. Why do some countries produce so much more output per worker than others ［J］.Quarterly Journal of Economics,114(2): 83-116.
KNACK S, KEEFER P. 1997. Does social capital have an economic payoff? A cross-country investigation ［J］. Quarterly Journal of Economics,112 (4): 1251-1288.
MIGUEL E. 2003. Comment on social capital and growth ［J］. Journal of Monetary Economics, 50(5) : 195-198.
OSTROM E. 2000. Collective action and the evolution of social norms ［J］. Journal of Economic Perspectives, 14 (3): 137-158.
RUPASINGHA A,GOETZ S J, FRESHWATER D. 2006. The production of social capital in U.S. ［J］. The Journal of Socio-Economics, 35(3): 83-101.
ROMER P M. 1990.Endogenous technological change ［J］. Journal of Political Economy,10(1): 71-102.
STEGER T M. 2002. Productive consumption, the inter-temporal consumption trade-off and growth ［J］. Journal of Economic Dynamics & Control, 26(3): 1053-1068.
WERLKSE J. 2007. Cost, efficiency of high education in America and economic growth ［J］. Journal of Development Economics,74 (4): 33- 51.
Social Capital, Human Capital and Endogenous Economic Growth
LIU Changsheng1.2JIAN Yufeng1
(1.Tourism College, Jishou University, Zhangjiajie 427000;
2.Lingnan College, Sun Yatsen University, Guangzhou 510275)
篇3
摘要：本文對北京、倫敦、香港和東京的人口規模、經濟增長以及三次產業的發展進行了多角度比較。研究認為，以北京為代表的國內特大城市過分依靠廉價勞動力資源實現經濟增長的發展模式已經走到盡頭。受到城市承載力的制約，已經瀕臨上限的人口規模不可能再支撐經濟的持續增長。因此，國內特大城市應學習倫敦、東京等國外城市經驗，盡快轉變為依靠科技與管理實現經濟可持續增長的發展模式。
關鍵詞：城市；人口；經濟
隨著城市化進程的發展，近年來國內大城市不斷吸引周邊地區人口，人口規模不斷膨脹。受益于此，大城市的經濟也呈現出高速增長的態勢。根據世界銀行數據，中國的城市化率剛剛超過50%，與發達國家80%的水平還相差甚遠。這意味著在未來幾年中，中國仍將有大量人口進入城市。同時，從目前各國城市的人口情況看，中國的北京、上海、廣州、深圳等幾個人口超過一千萬的城市似乎已經達到了城市資源承載力的上限。這些特大城市在人口飽和的狀態下還有沒有經濟增長的空間？它們的發展方向又在哪里？為此，本文將北京與香港、倫敦和東京進行了人口規模與經濟增長方面的比較，試圖通過比較來揭示像北京這樣的國內特大城市實現經濟可持續發展的途徑。本文使用了北京2013年、倫敦2008年、香港2012年以及東京2005年的相關數據，這些數據分別來自北京市統計局、英國國家統計署、香港統計年刊和東京產業勞動局。
一、城市經濟概況
1、人口規模
從城市人口規模來看，北京的人口規模最大，已經超過2千萬。東京人口為1257萬，倫敦為979萬，香港為715萬。這表明根據目前城市資源的承載力，北京的人口規模已經基本上達到上限。
從城市人口占比來看，倫敦市人口占英國全國人口的15%，東京市人口占日本全國人口的10%；而北京市人口僅占中國全國人口的15%。這表明總人口相對較少的國家可以將大部分人口集中在少數大城市，特別是首都或經濟中心，提高勞動力資源利用效率。但總人口相對較多的國家由于受到城市資源承載力的制約，需要考慮興建更多的大城市。
從就業人口規模來看，北京的就業人口最多，達到1107萬，東京為820萬，倫敦為500萬，香港為378萬。從就業人口占比來看，北京、倫敦和香港均約為50%，只有東京超過60%。這表明北京的就業人口比重與其他國際大城市相仿，勞動力資源比較充足。
2、經濟增長
從四城市的地區生產總值來看，東京已經達到7833億美元，位居第一，倫敦為4522億美元，北京以2931億美元位列第三，香港為2635億美元。這表明經過近些年的高速發展，北京的經濟規模有了長足的進步。
從地區生產總值占比來看，倫敦與東京的地區生產總值均占到其全國國內生產總值的17%，而北京的地區生產總值僅占全國的3%。這一方面表明作為首都，北京的經濟地位不及倫敦與東京；但另一方面，如果考慮人口占比情況，北京的地區生產總值占比還是比較合理的。
從人均地區生產總值來看，最高的是東京，超過6萬美元，其次是倫敦的4.6萬美元，香港3.7萬美元，北京最低，僅有9千美元。人均地區生產總值過低表明與其他城市相比，北京的勞動力資源使用效率偏低，經濟增長的質量偏低。
二、產業分析
1、第一產業
第一，在第一產業的就業人口方面，北京與其他城市顯示出明顯的差別。在就業人口數量上，倫敦、東京和香港均不超過1萬人，而北京的就業人口竟達到57萬人；倫敦、東京和香港的第一產業就業人口比重均不超過2%，而北京的第一產業就業人口比重高達5%。這表明北京在第一產業上投入的勞動力資源明顯偏多。
第二，在第一產業的增加值方面，倫敦、東京和香港均不超過4億美元，占全部地區生產總值的比值不超過0.1%。而北京的第一產業增加值為23億美元，占全部地區生產總值的0.8%。
第三，勞動力資源的投入數量對人均增加值產生了直接影響。倫敦、東京和香港對第一產業的勞動力投入較少但效率更高，其中東京的人均增加值接近12萬美元，倫敦為8萬美元，香港為3萬美元，而北京僅為4千美元，與東京相差近30倍！從國外城市的產業發展來看，第一產業的勞動力數量至關重要。一方面，第一產業勞動力投入少意味著該產業的科技水平高，農業實現機械化、現代化才能解放大量勞動力；另一方面，只有第一產業的大量勞動力獲得解放才能轉移到第二、三產業，支持制造業和服務業的發展。
2、第二產業
第一，在第二產業的就業人口方面，北京的就業人口最多，達到213萬，占比也最大，達到19%；其次是東京，就業人口135萬，占比16%；再次是香港，就業人口47萬，占比12%；最少的是倫敦，就業人口44萬，占比9%。
第二，在第二產業的增加值方面，東京的增加值居首位，達到1065億美元；北京位居次席，達到665億美元；倫敦為440億美元，香港為179億美元。
第三，從人均增加值來看，北京仍然是幾個城市中最低的，僅有31萬美元。香港稍高一些，為3.8萬美元。東京為8萬美元，倫敦則達到10萬美元。雖然近年來歐洲的制造業顯現出萎縮的趨勢，但其制造業的科技與管理水平卻不斷提升，正是科技與管理水平的進步使發達國家進一步減少了對第二產業勞動力的投入，促使勞動生產率不斷提高。
3、第三產業
第一，在第三產業的就業人口方面，北京的就業人口數量最多，超過8百萬，但占比卻最低，只有76%。倫敦就業人口有4百萬，但占比高達91%；東京就業人口接近7百萬，占比達到84%；香港就業人口只有3百萬，但占比也高達87%。這些數據表明，雖然目前北京第三產業的就業人口很多，但從比重來看，北京的第三產業仍然可以吸收更多的就業人口。
第二，在第三產業的增加值方面，東京位居第一，達到6760億美元，占比86%。其次是倫敦，達到4080億美元，占比90%；再次是香港，達到2453億美元，占比93%；北京的增加值最少，只有2242億美元，占比僅77%。不論從絕對數量還是比重來講，北京的第三產業增加值都存在繼續增長的空間。
第三，在第三產業的人均增加值方面，東京位居第一，接近10萬美元；其次為倫敦，接近9萬美元；再次是香港，達到7萬美元；北京最低，不到3萬美元。
此外，對第三產業中的批發零售業、金融業、房地產業、交通與通訊業等主要行業進行比較可以得到以下結論。首先，各城市由于發展的重點不同，各行業的發展存在一定差異性。如從增加值的比重看，香港與東京的批發零售業占比均超過20%，是第三產業中的最主要行業。倫敦的發展重點是房地產業，增加值占比高達30%。北京的發展重點是金融業，增加值占比達到19%。其次，勞動力資源分配不均。東京和香港在批發零售業投入了大量勞動力，占比均超過20%，絕對數量上也遠超過北京。倫敦則在交通與通訊業投入了最多的勞動力，占比達到13%。北京各行業的勞動力投入相對比較均衡，在批發零售業上投入稍高，但占比也僅有8%，比其他三個城市的占比都低。再次，在人均增加值的比較上北京仍然落后。例如與東京相比，人均增加值相差最大的是房地產業，東京房地產業人均增加值是北京的7.5倍；人均增加值相差最小的是批發零售業，東京批發零售業人均增加值是北京的1.7倍。
三、結論
1、經濟增長的不可持續性
與倫敦、東京和香港相比，北京在經濟增長過程中面臨的最大問題是資源利用效率偏低。資源利用效率低不僅體現在能源和水等自然資源方面，同時也體現在勞動力資源方面，即勞動生產率偏低。根據1978-2011年數據測算，北京人口每增加1萬人大約可促使地區生產總值增長13億元。以此測算，北京的地區生產總值如果要達到倫敦的水平，需要再增加734萬人口；而如果要達到東京的水平，則需要再增加2262萬人口，這相當于再增加一個北京市的人口規模！從目前一座城市的承載力看，這顯然是不可行的。也就是說，按照北京目前的勞動生產率測算，北京的人口規模根本無法支撐經濟的持續增長。經濟上的持續增長要求北京必須向倫敦與東京等國際城市學習，盡快提高勞動生產率水平。
2、勞動力資源的結構性調整勢在必行
提高勞動生產率的途徑首先在于調整勞動力在各產業的分配結構。筆者根據中國國家統計局與世界銀行的數據測算了全球33個國家和地區的人均國內生產總值和第一產業就業人員比例。結果發現，人均國內生產總值與第一產業就業人員比例存在明顯的負相關關系，相關系數高達-0.82。比較而言，發達國家第一產業就業人員比例低，人均國內生產總值高；而發展中國家第一產業就業人員比例高，人均國內生產總值低。這似乎表明，在第一產業上勞動力資源的投入直接決定了該地區經濟增長的能力。
從前面的數據看，與倫敦、東京和香港相比，在第一產業投入的勞動力資源過多也已經成為北京經濟增長的瓶頸。第一產業勞動力數量過多一方面影響了這些勞動力向第二、三產業的轉移，另一方面還進一步拉大了各產業間的勞動生產率差距。例如倫敦、東京和香港各產業的人均增加值均相差不超過兩倍，各產業的勞動生產率水平相當，人均收入水平也就差距不大。而北京第二、三產業人均增加值與第一產業高出7倍多，產業間勞動生產率差別過于懸殊，由此造成產業間的人均收入也相差過大，更容易產生社會矛盾。因此，不論從產業發展的需要還是收入的公平性來講，勞動力資源的結構性調整都已經勢在必行。
3、科技與管理的進步是關鍵
篇4
關鍵詞：藁本內酯；A549細胞；凋亡；血管內皮生長因子；核因子-κB
DOI：10.3969/j.issn.1005-5304.2015.07.016
中圖分類號：R285.5 文獻標識碼：A 文章編號：1005-5304（2015）07-0055-05
Antiproliferative Effect of Ligustilide on Human Lung Adenocarcinoma A549 Cells WANG Li-hong1，2， WU Xing-bin1， WANG Li1 （1.Pharmacy Department， Second Hospital Affiliated to Lanzhou University， Lanzhou 730030， China；2.Wuwei People’s Hospital， Wuwei 733000， China）
Abstract：Objective To investigate the effects of ligustilide on the proliferation of human lung adenocarcinoma A549 cells and its mechanism. Methods CCK-8 method was used to detect the effects of ligustilide on activity of A549 cells. Apoptosis rate was measured by TUNEL. Nuclear morphological changes of A549 cells were observed by fluorescence microscope after staining by Hoechst 33258. ELISA was used to detect the VEGF levels after incubation with ligustilide. Western blot was used to detect the expression of NF-κB， Bcl-2， Bax and the protein expression of phosphorylation of JNK. Results A549 cell activity was significantly inhibited after incubated with 15， 30， 60， 120， 180 μmol/L ligustilide for 12， 24， 48 h （P
Key words：ligustilide；A549 cells；apoptosis；VEGF；NF-κB
基金項目：甘肅省自然科學研究基金計劃（096RJZA143）
通訊作者：王利，E-mail：
藁本內酯是當歸、川芎等中藥中主要活性成分之一，對心腦血管、循環系統及免疫功能均有較強的藥理作用[1-2]。研究表明，藁本內酯具有抗腫瘤活性，能夠誘導腫瘤細胞凋亡，抑制腫瘤細胞的增殖、轉移及腫瘤的生長、浸潤[3-5]。本研究以肺腺癌A549細胞為模型，觀察藁本內酯誘導A549細胞凋亡的影響，并探討其作用機制，以期為臨床藁本內酯治療肺癌提供實驗數據。
1 材料與方法
1.1 藥物與細胞
藁本內酯，天津士蘭科技有限公司，純度>98%；A549細胞購自ATCC。
1.2 主要試劑與儀器
CCK-8試劑盒，上海博谷生物科技有限公司；蛋白酶抑制劑、磷酸酶抑制劑、TUNEL試劑盒及人血管內皮生長因子（VEGF）ELISA試劑盒，Roche公司；Hoechst 33258試劑盒，上海依科賽生物制品有限公司；細胞核和胞質蛋白提取試劑盒，生工生物工程上海（股份）有限公司；DMSO及胎牛血清（FBS），Gibco公司；兔抗人核因子-κB（NF-κB）、磷酸化-JNK（P-JNK）、Bcl-2及Bax抗體，Santa Cruz公司。熒光顯微鏡IX51（日本Olympus公司），ELx800酶標儀（美國BioTek公司），Z-323高速低溫離心機（德國HERMLE公司），FCM流式細胞儀（美國BD）。
1.3 細胞培養
A549細胞在含10%胎牛血清和青霉素100 μg/L、鏈霉素100 μg/L的DMEM培養基中，37 ℃、5%CO2孵育。細胞貼壁生長，2～3 d傳代1次。細胞生長至對數期時開始實驗，待細胞生長至80%時，serum- starved 10 h后用于實驗。
1.4 CCK-8法檢測細胞活力
取對數生長期細胞，37 ℃預熱，PBS洗3次， 0.25%胰酶消化，制成細胞懸液，以100 μL/孔（6000 cells）接種在在96孔板中，37 ℃、5%CO2培養箱中預培養，待細胞生長至80%時，serum-starved 10 h。給予含藁本內酯15、30、60、120、180 μmol/L的無血清培養基，繼續培養12、24、48 h，溶劑對照給予稀釋倍數與最大藥物濃度相同的DMSO（下同）。除去含藥/溶劑培養基，并用新鮮培養基洗滌細胞2次，加入新的培養基，每孔加入10 μL CCK-8溶液。將培養板在培養箱內孵育4 h后用酶標儀測定450 nm處的吸光度（OD值）。
1.5 TUNEL法檢測細胞凋亡率
取對數生長期細胞，以2 mL/孔（3×105 cells）接種在6孔板中，37 ℃、5%CO2培養箱中預培養，待細胞生長至80%時，serum-starved 10 h。實驗組給予藁本內酯30、60、120 μmol/L，繼續培養12、24、48 h。1500 r/min離心5 min，收集細胞，用4%多聚甲醛固定細胞，置水平搖床上緩慢搖動30～60 min，重懸細胞，然后根據TUNEL試劑盒說明書采用流式細胞儀進行檢測。
1.6 Hoechst 33258熒光染色法檢測細胞核形態
細胞接種同“1.3”項。6孔板中置大小合適滅菌的載玻片。serum-starved 10 h后，實驗組分別給予30、60、120 μmol/L藁本內酯，繼續培養48 h。棄去培養液，用4%多聚甲醛在4 ℃條件下固定15 min，棄固定液養液，Hoechst 33258染色液室溫條件下染色15 min。鏡檢。
1.7 ELISA檢測血管內皮生長因子含量
細胞接種同“1.3”項。取對數生長期細胞，以2 mL/孔（3×105 cells）接種在6孔板中，37 ℃、5%CO2培養箱中預培養，待細胞生長至80%時，serum- starved 10 h。實驗組給予含藁本內酯30、60、120 μmol/L的無血清培養基，繼續培養48 h。取培養液，1000 r/min離心5 min，除去細胞碎片及顆粒物，收集上清。根據VEGF試劑盒說明書進行操作。
1.8 Western blot檢測核因子-κB、磷酸化JNK、Bcl-2及Bax蛋白表達
按“1.3”項步驟收集細胞培養液，冰浴的PBS洗1遍，用細胞刮子刮下細胞，1000 r/min離心5 min，收集細胞沉淀，分別提取總蛋白和細胞白。在細胞沉淀中加入適量裂解液（含蛋白酶或磷酸酶抑制劑），冰浴裂解30 min，每隔10 min高速渦旋15 s。4 ℃、12 000 r/min離心15 min，取上清，BCA法測定樣品中總蛋白濃度；用細胞白抽提試劑盒，根據說明書提取細胞白。上樣量為40 μg。一抗（兔抗人NF-κB（p65）、P-JNK、Bcl-2、Bax均按1∶1000稀釋）4 ℃過夜，二抗（1∶10 000稀釋）37 ℃孵育2 h， ECL法顯色。采用軟件Image pro plus 6.0分析條帶的積分光密度。
1.9 統計學方法
采用SPSS16.0統計軟件進行分析。實驗數據以―x±s表示，結果中“2.1”“2.2”項采用雙因素分析，其余數據進行單因素分析及LSD-t組間檢驗。P
2 結果
2.1 藁本內酯對A549細胞活力的影響
與溶劑對照組比較，予藁本內酯孵育12、24、48 h后，細胞活力均明顯下降（P
2.2 藁本內酯對A549細胞凋亡率的影響
根據不同作用時間藁本內酯的IC50值，將濃度為30、60、120 μmol/L的藥物作用于A549細胞12、24、48 h，檢測細胞凋亡率。與溶劑對照組比較，藁本內酯能增加細胞凋亡率（P
表1 各組不同時點A549細胞活力比較（―x±s，OD值）
組別 濃度（μmol/L） n 12 h 24 h 48 h
溶劑對照組 4 1.29±0.09 2.16±0.09 2.45±0.10
藁本內酯組 15 4 1.11±0.07 1.88±0.08* 1.99±0.08*
30 4 0.96±0.08** 1.59±0.04** 1.68±0.04**
60 4 0.81±0.06*** 1.28±0.05** 1.26±0.05**
120 4 0.60±0.04*** 0.96±0.04*** 0.93±0.06***
180 4 0.54±0.01*** 0.71±0.03*** 0.54±0.07***
注：與溶劑對照組比較，*P
表2 各組不同時點A549細胞凋亡率比較（―x±s，%）
組別 濃度（μmol/L） n 12 h 24 h 48 h
溶劑對照組 4 5.69±0.98 8.42±1.03 12.36±1.04
藁本內酯組 30 4 10.40±1.02* 25.60±1.47** 35.47±2.38**
60 4 22.45±1.60* 35.79±2.43** 47.69±2.33****
120 4 45.64±2.08*** 51.16±2.81** 60.36±3.08****
2.3 藁本內酯對A549細胞核形態的影響
溶劑對照組細胞核邊緣完整，呈均勻弱藍色熒光；藥物作用48 h后，細胞核內可見濃染的顆粒塊狀強藍色熒光。早期凋亡的細胞核呈波紋狀或折縫樣，部分染色質出現濃縮狀態，晚期細胞核裂解為碎塊，染色質分割產生凋亡小體。結果見圖1。
注：A.溶劑對照組；B.藁本內酯30 μmol/L組；
C.藁本內酯60 μmol/L組；D.藁本內酯120 μmol/L組（下同）
圖1 藁本內酯作用48 h各組A549細胞核形態
（Hoechst 33258染色，×200）
2.4 藁本內酯對A549細胞培養上清液中血管內皮生長因子含量的影響
與溶劑對照組比較，給予30、60、120 μmol/L藁本內酯作用48 h后，VEGF含量下降，差異有統計學意義（P
表3 藁本內酯作用48 h VEGF含量比較（―x±s，pg/mL）
組別 濃度（μmol/L） n VEGF
溶劑對照組 4 50.45±0.18
藁本內酯組 30 4 40.61±0.24*
60 4 37.71±0.40**
120 4 35.78±0.16**
2.5 藁本內酯對核因子-κB、磷酸化JNK、Bcl-2、Bax蛋白表達的影響
30、60、120 μmol/L藁本內酯作用48 h后，細胞核中NF-κB p65亞基蛋白表達顯著增加，差異有統計學意義（P
圖2 各組A549細胞NF-κB（p65）、P-JNK、Bcl-2及Bax蛋白表達
3 討論
本研究發現，藁本內酯能抑制A549細胞活力，其作用48 h的IC50是89.99 μmol/L。在Hoechst染色研究中發現藁本內酯作用48 h能夠使A549細胞核濃密致染強藍色熒光，使細胞核皺縮、分解，形成凋亡小體，并隨著藥物濃度的增加凋亡率升高，120 μmol/L藁本內酯凋亡率可達（60.36±3.08）%。
本實驗進一步研究了藁本內酯誘導A549細胞凋亡的機制。腫瘤細胞的增殖、轉移依賴新生血管的形成，VEGF是目前已知最有效的促血管生長因子，對腫瘤新生血管形成及腫瘤生長、浸潤、遷移起重要作用。VEGF促進腫瘤新生血管形成與腫瘤發病機制有確定性的關系。因此，針對VEGF/VEGF受體這一途徑為靶點尋找抑制劑，阻斷VEGF信號傳導，能夠達到抑制腫瘤生長的目的。研究表明，一種VEGF受體抑制劑SU6668能夠增加胰腺癌腫瘤細胞的凋亡，降低腫瘤微血管的密度[6]，川芎的主要活性成分可以下調VEGF的表達[7]，當歸揮發油中的活性成分之一丁烯酯酸內醋具有抑制新生血管形成的作用[8]，提示通過抑制腫瘤血管的生成來抑制腫瘤細胞增殖、誘導腫瘤細胞凋亡，起到抗腫瘤作用。本實驗結果顯示，藁本內酯可以降低A549細胞培養上清液中VEGF的含量，提示這可能是藁本內酯誘導A549細胞凋亡的機制之一。
細胞凋亡是細胞內的程序死亡，哺乳動物細胞凋亡途徑分為線粒體途徑（或內在途徑）、內質網應激介導的細胞凋亡及死亡受體途徑（或外在途徑）。在死亡受體途徑中，首先配體誘導細胞表面的死亡受體，如腫瘤壞死因子受體家族三聚體化，在細胞膜上形成凋亡誘導復合物激活下游的Caspase8分子，進而引起隨后的Caspases級聯反應，引發細胞凋亡。NF-κB是核因子蛋白家族重要的一員，在細胞靜息狀態下以無活性三聚體p50/p65/IκB結合的形式存在于細胞質中，外來因素如炎癥因子、生長因子或趨化因子刺激時p50/p65被釋放出來并發生核移位，進而調控凋亡相關基因轉錄及蛋白表達；或在細胞外信號刺激下激活NF-κB誘導激酶，活化NF-κB，使其進入細胞核，促進NF-κB依賴的基因轉錄，誘導細胞發生凋亡[9]。NF-κB參與細胞增殖、細胞凋亡等過程是由腫瘤壞死因子受體家族通過死亡受體途徑介導。在本研究中發現，30～120 μmol/L藁本內酯預作用48 h后，A549細胞核中NF-κB p65亞基蛋白表達顯著增加，推測藁本內酯能夠活化NF-κB，使其移位至細胞核內，發揮促凋亡作用。藁本內酯通過何種途徑激活NF-κB還有待進一步的深入研究。
腫瘤壞死因子受體相關蛋白2還可以直接或間接激活絲裂原活化蛋白激酶（MAPKs）通路，通過三級酶促級聯反應，即Ras/Raf/MEK/ERK途徑激活JNK信號轉導通路[10]，而后作用于線粒體，促使細胞色素C釋放，即通過線粒體凋亡途徑，最終導致細胞凋亡。凋亡調節基因Bcl-2家族中Bcl-2生理功能是通過阻止線粒體細胞色素C的釋放而發揮抗凋亡作用，而Bax基因是屬于Bcl-2家族促細胞凋亡基因。Bcl-2/Bax鑲嵌在線粒體膜上，調控線粒體功能。JNK可以通過直接磷酸化激活Bim/Bmf，再通過Bax/Bak來發揮作用[11]。本實驗結果表明，藁本內酯促使細胞中JNK蛋白磷酸化水平升高，抑凋亡蛋白Bcl-2表達降低，促凋亡蛋白Bax表達升高。提示藁本內酯誘導A549細胞凋亡的機制可能是通過JNK蛋白磷酸化后進入細胞核激活下游凋亡靶基因及蛋白轉錄表達，即轉錄依賴的方式；或是通過JNK活化后直接調控凋亡相關基因Bcl-2/Bax的表達，促進細胞凋亡。
綜上，藁本內酯通過抑制VEGF的表達抑制腫瘤新生血管的形成，通過調控死亡受體途徑中的NF-κB蛋白的表達及線粒體途徑中P-JNK蛋白水平，降低Bcl-2/Bax比值誘導腫瘤細胞凋亡，發揮抗腫瘤作用。藁本內酯作為一個潛在的抗腫瘤藥物，其作用機制有待進一步深入研究。
參考文獻：
[1] Wu X， Qian Z， Zhu L， et al. Neuroprotective effect of ligustilide against ischaemia-reperfusion injury via up-regulation of erythropoietin and down-regulation of RTP801[J]. British Journal of Pharmacology，2011，164（2）：332-343.
[2] 左愛華，王莉，肖紅斌.藁本內酯藥理學和藥代動力學研究進展[J]. 中國中藥雜志，2012，37（22）：3350-3353.
[3] 張夢雪，余彥，杜俊蓉.藁本內酯預處理對Aβ25-35誘導人腦神經瘤母細胞SH-SY5Y細胞毒性的保護作用[J].四川大學學報（醫學版），2012， 43（1）：34-37.
[4] Chen D， Tang J， Khatibi NH， et al. Treatment with Z-ligustilide， a component of Angelica sinensis， reduces brain injury after a subarachnoid hemorrhage in rats[J]. Journal of Pharmacology and Experimental Therapeutics，2011，337（3）：663-672.
[5] Wang XB， Wang SS， Zhang QF， et al. Inhibition of tetramethylpyrazine on P-gp， MRP2， MRP3 and MRP5 in multidrug resistant human hepatocellular carcinoma cells[J]. Oncology Reports，2010，23（1）：211.
[6] Davis DW， Takamori R， Raut CP， et al. Pharmacodynamic analysis of target inhibition and endothelial cell death in tumors treated with the vascular endothelial growth factor receptor antagonists SU5416 or SU6668[J]. Clinical Cancer Research，2005，11（2）：678- 689.
[7] Zhang L， Jiang Y， Guo C， et al. Effects of active components of Red Paeonia and Rhizoma chuanxiong on angiogenesis in atherosclerosis plaque in rabbits[J]. Chinese Journal of Integrative Medicine，2009，15：359-364.
[8] Yeh JC， Cindrova-Davies T， Belleri M， et al. The natural compound n-butylidenephthalide derived from the volatile oil of Radix Angelica sinensis inhibits angiogenesis in vitro and in vivo[J]. Angiogenesis，2011，14（2）：187-197.
[9] Gentle IE， Wong WWL， Evans JM， et al. In TNF-stimulated cells， RIPK1 promotes cell survival by stabilizing TRAF2 and cIAP1， which limits induction of non-canonical NF-κB and activation of caspase-8[J]. Journal of Biological Chemistry，2011，286（15）： 13282-13291.
[10] Junttila MR， Li SP， Westermarck J. Phosphatase-mediated crosstalk between MAPK signaling pathways in the regulation of cell survival[J]. The FASEB Journal，2008，22（4）：954-965.
篇5
【摘要】
為了表達和純化具有生物學活性的人血管內皮生長因子(vascular endothelial growth factor，VEGF)D，探討VEGFD對血管增生作用，從人胎肺組織中提取總RNA，設計特異性引物并應用RTPCR法擴增VEGFD成熟肽片段；經測序證明目的片段序列正確后，構建重組表達質粒pGEX5X1/VEGFD并在大腸桿菌BL21（DE3）中進行GSTVEGFD融合蛋白的表達。結果表明，融合蛋白的分子量約為38 kD，表達量占菌體總蛋白的15%以上，抗GST和抗VEGFD的抗體均能識別融合蛋白；純化的GSTVEGFD融合蛋白與VEGFR3/Fc具有結合活性，并能刺激紅白血病細胞系HEL細胞生長；在雞胚尿囊膜實驗中GSTVEGFD具有促進雞胚尿囊膜血管生成的作用。結論：成功表達了具有生物學活性的重組人VEGFD融合蛋白，為進一步研究VEGFD的作用機理提供了實驗模型。
【關鍵詞】 血管內皮生長因子D；血管內皮生長因子受體3；雞胚尿囊膜；血管生成
Recombinant Human VEGFD Induces the Angiogenesis of the Chick Embryo Chorioallantoic Membrane
Abstract
Vascular endothelial growth factorD (VEGFD) and vascular endothelial growth factor receptor2，3 (VEGFR2，3) with their corresponding signaling pathway play significant roles in the development of the embryonic vascular system and pathological lymphangiogenesis. The study was aimed to express and purify the GSTVEGFD fusion protein， and to explore the angiogenesis effect of VEGFD. The total RNA was extracted from human fetal lung tissue， and the mature form of VEGFD was expanded by polymerase chain reaction (PCR)， then the plasmid pGEX5X1/VEGFD was reconstructed and the GSTVEGFD fusion protein expressed in transformed E.coli BL21DE3.The results showed that the molecular mass of this fusion protein was 38 kD and compassed more than 15% of the total bacteria proteins.The fusion protein was recognized by antiGST and antiVEGFD antibodies.The soluble GSTVEGFD fusion protein could interact with VEGFR3/Fc and was able to stimulate the proliferation of human erythroleukemia cell line（HEL） cells. The data of chick embryo chorioallantoic membrane (CAM) experiments indicated that GSTVEGFD could induce the CAM angiogenesis. It is concluded that the GSTVEGFD fusion protein with biological activity was successfully expressed， and which may provide an experimental model for the investigation of the VEGFDinduced angiogenesis and lymphangiogenesis.
Key words
VEGFD;VEGFR3; angiogenesis; chick embnyo chorioallantoic menbreme
腫瘤轉移通常是人類癌癥致死的主要原因之一。目前認為，腫瘤轉移的通路主要有以下三種方式：第一，腫瘤細胞浸潤血管，直接進入血道形成轉移灶；第二，通過侵入已存在的淋巴管進入淋巴循環系統，進而通過淋巴血循環轉移到新的組織中形成轉移灶；第三，腫瘤細胞從實體瘤上脫落，直接種植到周邊組織形成轉移。在這些過程中，腫瘤細胞分泌各種生長因子，刺激腫瘤生成新生血管和淋巴管（lymphangiogenesis），進而促進惡性腫瘤淋巴轉移，其中血管內皮生長因子家族(vascular endothelial growth factor family， VEGF)及其受體血管內皮生長因子受體 (vascular endothelial growth factor receptor，VEGFR)信號系統在腫瘤血管發生和淋巴管發生過程中發揮了重要作用。 目前已經發現 5 種VEGF：VEGFA、B、C、D和胎盤生長因子（placenta growth factor，PIGF)。這些VEGF能選擇性地與膜上的3種受體［VEGFR1(Flt1)、VEGFR2(KDR) 和 VEGFR3(Flt4)］中的1種或2種作用，促進血管增生和（或）介導淋巴管的增生［1］。 VEGFA和VEGFB能與VEGFR1、VEGFR2結合，刺激血管內皮增生并增加血管通透性，在血管新生（vasculogenesis）和血管增生（angiogenesis）過程中起重要作用［2］。VEGFC和VEGFD是近年發現的與淋巴增生相關的因子，VEGFC與VEGFR2和VEGFR3作用促進腫瘤淋巴管發生和轉移［3，4］。VEGFD與VEGFR3和VEGFR2結合，不僅促進淋巴管的生成而且促進血管生成和發生［4，5］。
VEGFD以前體的形式合成，在結構上與VEGFC高度同源，經過翻譯后加工去掉N端和C端多肽，成為含有VEGF同源區（VEGF homology domain， VHD）糖蛋白的成熟形式，提高了與VEGFR2，VEGFR3的結合能力［6］。本研究從人胎肺組織中克隆VEGFD基因的VHD片段，在大腸桿菌中進行表達，生物學活性檢測結果表明重組GSTVEGFD不僅具有與VEGFR3/Fc結合的活性，還具有刺激紅白血病細胞系HEL細胞生長和促進雞胚尿囊膜（CAM）血管生成的作用。
材料和方法
主要試劑
pGEX5x1表達載體和抗GST單克隆抗體均為Amersham公司產品；大腸桿菌BL21（DE3）菌株購自Novagen公司；GST預裝柱及相關的純化設備為Amersham公司產品；PCR產物純化試劑盒、質粒提取試劑盒和pGEMT連接試劑盒均購自Promega公司； 各種限制性內切酶購自Takara公司；抗VEGFD單克隆抗體購自R&D system公司；辣根過氧化物酶標記的羊抗鼠IgG為中杉金橋公司產品；HEL細胞購自中國醫學科學院細胞庫；MTT為Sigma公司產品；其余試劑均為國產分析純。
VEGFD目的片段（VHD）的獲得和重組表達質粒的構建
根據VEGFD的VHD片段的編碼序列，設計合成PCR反應引物：正向：5′CCGGAATTCTTTGCGGCA ACTTTCTATGACATTG 3′；反向：5′ ATAAGAA TGCGGCCGCTCTTCTGATAATTGAGTATGGATGG 3′。從人胎肺組織中提取總RNA，用Invitrogen公司的Transcript反轉錄試劑盒將RNA反轉錄為cDNA，利用PCR反應從cDNA擴增目的片段。反應條件：94℃ 30秒，58℃ 30秒，72℃ 1分鐘，進行30個循環。PCR產物純化后連入T載體。測序正確后，分別對載體pGEX5X1和連有目的片段的T載體進行NotⅠ和EcoR Ⅰ雙酶切，構建重組表達質粒pGEX5X1/VEGFD，應用菌落PCR和酶切鑒定重組質粒。
GSTVEGFD融合蛋白在大腸桿菌中的表達
將pGEX5X1/VEGFD重組質粒轉化大腸桿菌BL21（DE3）菌株，挑取含pGEX5X1/VEGFD質粒的單菌落接種于含氨芐的LB培養基中，37℃培養過夜。按1%接種量轉接到含氨芐的新鮮2YT培養基中，繼續培養至OD600約為0.5-0.8，加入IPTG至終濃度0.2 mmol/L，30℃繼續培養3小時后收集菌體。10% SDSPAGE分析融合蛋白表達情況。
收獲的菌體重懸于pH 7.3的PBS中，于冰浴中超聲破碎細胞，向超聲破碎后的溶液中加入20% Triton X100至終濃度1%，冰浴30分鐘，10 000×g離心收集上清和沉淀。10% SDS PAGE 進行檢測。
重組GSTVEGFD融合蛋白的純化
按GST預裝柱參考說明書步驟進行。簡述如下：用兩倍柱體積的結合緩沖液平衡后，取5 ml過濾后的樣品上樣；流速約為0.2 ml/min，用5倍結合緩沖液洗滌；洗脫液洗脫，流速為1 ml/min。洗脫組分用SDSPAGE進行分析鑒定。合并目的蛋白組分，雙蒸水透析，透析后的樣品用冷凍干燥機干燥，-20℃保存。
Western blot鑒定
融合蛋白分別用抗GST抗體(1∶1 000)和抗VEGFD單然隆抗體(1∶1 000)進行檢測，二抗為辣根過氧化物酶標記的羊抗鼠IgG（1∶5 000），用偶聯辣根過氧化物酶的羊抗鼠抗血清（中杉金橋公司）和ECL試劑（Amersham）使結合的抗體顯色。
VEGFR3/Fc 與GSTVEGFD的結合反應
分別以VEGFR3/Fc(0.5 μg/ml)和GSTVEGFD(4 μg/ml)包被ELISA板，4℃過夜，PBS洗后用含10 %小牛血清的PBS封閉。分別加入GSTVEGFD和VEGFR3/Fc孵育1小時， 用PBS+Tween 20洗3遍后加入抗VEGFD和VEGFR3/Fc的單克隆抗體， 孵育1小時， 用PBS+Tween 20洗滌， 加入辣根過氧化物酶標記的羊抗鼠IgG二抗， BCIP/NBT顯色液顯色，OD405nm檢測。
MTT實驗
HEL細胞按照1×105 /ml的濃度接種于96孔板，100 μl/well，分別加入不同濃度的GST、GSTVEGFD， 100 μl/well(每個濃度3個平行孔)， 在37℃、5% CO2孵箱培養72小時后，每孔加MTT溶液20 μl，37℃孵育4小時后加入二甲基亞砜溶解沉淀，測OD492 nm值，用SAS 8.0作兩因素的析因設計的方差分析。
雞胚尿囊膜實驗
將購自中國農業科學院畜牧研究所的受精卵雞蛋于39℃孵育3天，無菌條件下加入不同劑量（5、10、20 μg/ml）的可溶性的GSTVEGFD蛋白，以GST為對照，用蓋玻片蓋住，石蠟封口，繼續在38℃孵化3天后打開，拍照。用CMIASⅡ圖像分析軟件進行血管計數并計算血管面密度NA（V）。用SAS 8.0作單因素多水平方差分析。
統計學處理
采用SAS 8.0統計軟件分析處理。
結
果
VEGFD片段的擴增
從人胎肺組織中提取總RNA，經RTPCR反轉為cDNA。通過PCR法擴增目的片段后經1% 瓊脂糖凝膠電泳鑒定，條帶介于250和500之間，與理論推測值351 bp相符（見圖1）。
Figure 1. Electrophoresis pattern of RTPCR of VEGFD mature fragment on agarose gel. Lane 1: DNA marker. Lane 2: VEGFD PCR product.重組質粒的構建與鑒定
PCR產物經純化后直接連接到pGEMT載體上，構建pGEMT/VEGFD重組質粒，基因測序正確后用NotⅠ和EcoR Ⅰ雙酶切連接到pGEX5X1上構建重組表達質粒pGEX5X1/VEGFD。 利用EcoR Ⅰ和NotⅠ進行重組質粒的雙酶切鑒定（如圖2）。重組質粒插入片段大小約為351 bp，證明pGEX5X1/VEGFD構建正確。
融合蛋白在大腸桿菌中的表達與純化
GST和VEGFD的VHD片段的蛋白分子量分別為26 kD和12 kD，GSTVEGFD的分子量理論值應為38 kD。SDSPAGE分析含pGEX5X1/VEGFD的大腸桿菌BL21（DE3）的蛋白表明，融合蛋白分子量與預期結果一致，為38 kD左右。表達產物主要以包涵體的形式存在（圖3）。
Figure 3. Expression and identification of GSTVEGFD fusion by SDS PAGE.Lane 1: protein molecular weight standard. Lane 2: E.coli BL21 control. Lane 3: GST control. Lane 4: supernatant of GSTVEGFD. Lane 5: precipitation of GSTVEGFD.
以牛血清白蛋白為標準蛋白，將電泳后凝膠中經考馬斯亮藍染色得到的蛋白帶用GelPro軟件分析，GSTVEGFD融合蛋白占細菌總蛋白的15 %。
對超聲后的細菌蛋白用含1% Triton X100的PBS溶解之后，經GST親合層析柱純化，然后收集洗脫組分，再經透析除去谷胱甘肽。SDSPAGE檢測蛋白的純度，結果如圖4所示?？梢娫诩兓慕M分中含有部分融合蛋白降解后形成的GST。
Figure 4. Identification of purified GSTVEGFD by SDS PAGE.Lane 1: protein molecular weight standard. Lane 2. GST control. Lane 3: supernatant of GSTVEGFD. Lane 4: purified recombinant protein of GSTVEGFD.
融合蛋白的Western blot分析
分別用抗GST抗體和抗VEGFD單克隆抗體為一抗對融合蛋白進行 Western blot分析，結果在38 kD都呈現特異性的條帶（圖5）。
Figure 5. Analysis of recombinant GSTVEGFD by Westen blot.Lane 1 and 3: GST control. Lane 2 and 4: GSTVEGFD fusion protein.
GSTVEGFD與VEGFR3/Fc的結合活性分析
將濃度為1、2 μg/ml的VEGFR3/Fc與20 μg/ml的GSTVEGFD混合，以VEGFR3/Fc純品為對照，通過檢測450 nm處的OD值分析GSTVEGFD與VEGFR3/Fc的結合活性，結果如圖6所示，表明重組人GSTVEGFD可與VEGFR3/Fc相互作用。
Figure 6. In vitro characterization of GSTVEGFD and VEGFR3/Fc. GSTVEGFD fusion protein is able to interact with VEGFR3/Fc. Results are shown as the ±SD of three wells.
GSTVEGFD促進HEL細胞增殖
以GST為對照，檢測GSTVEGFD對HEL細胞生長的影響，結果如圖7所示。結果表明，與GST對照組相比，GSTVEGFD融合蛋白可顯著刺激HEL細胞的增殖（F=17.01，P
Figure 7. Stimulation of HEL cells proliferation with GSTVEGFD.Results are shown as the ±SD of three wells. *P
GSTVEGFD對雞胚尿囊膜血管的影響
雞胚尿囊膜血管生成模型已經被廣泛地應用在促進血管生成和抗血管生成分子的研究中。在我們的實驗中，隨著GSTVEGFD劑量的升高，雞胚尿囊膜毛細血管的數量也隨著增加(F=3.34，P
2.討
論
VEGFD基因編碼53 kD的前體形式的VEGFD，經過細胞內或細胞外蛋白酶的加工，去掉N末端和C末端的多肽成為只含VEGF同源區（VHD）片段的成熟形式的VEGFD。與未經加工的VEGFD相比，經過加工的VEGFD結合VEGFR2和VEGFR3的能力分別提高了290倍和40倍，因此具有最高的結合活性［6］。本研究從人胎肺中直接克隆VEGFD的VHD片段，構建重組表達載體并在大腸桿菌中成功表達融合蛋白GSTVEGFD。ELISA和MTT實驗表明，融合蛋白GSTVEGFD能與重組人VEGFR3結合，刺激HEL細胞生長，說明本實驗所表達的成熟形式的VEGFD蛋白具有生物學活性，與報道相一致［7］。報道中成熟的VEGFD的分子量為21 kD的非共價結合的二聚體，而本實驗中目的蛋白的分子量為12 kD的單體也具有相應的活性。
雞胚尿囊膜是雞胚外的一層膜，主要功能是提供進行氣體交換的表面，同時雞胚尿囊膜功能的行使也依賴于致密的血管網的支撐。正是由于雞胚發育過程中大量尿囊膜血管的形成，為研究血管發生和形成提供了很好的模型［7］。
VEGFD與VEGFR3結合促進胚胎期淋巴管增生和形成，而且在腫瘤淋巴轉移過程中發揮了重要作用。VEGFD還可以與VEGFR2作用，刺激血管的形成。在本實驗中，成熟形式的VEGFD能夠促進尿囊膜血管的形成，使之形成毛細血管網，這里VEGFD與VEGFR2的結合可能發揮了主要作用。因為未經過加工的VEGFD前肽只與VEGFR3結合，而成熟形式的VEGFD與VEGFR2和VEGFR3的結合能力都升高，但與VEGFR2的親和能力的提高是與VEGFR3能力提高的7倍，而VEGFR2主要介導血管的形成［6］，因此有理由認為雞胚尿囊膜血管的大量形成歸功VEGFD與VEGFR2的結合而介導的信號通路。
總之，本研究利用大腸桿菌系統成功表達重組GSTVEGFD融合蛋白，GSTVEGFD不僅具有與VEGFR3/Fc結合的活性，還能刺激HEL細胞生長，并促進雞胚尿囊膜血管生成，為進一步探討VEGFD的作用機理，闡明VEGFD/VEGFR3信號通路的作用奠定了基礎。
【參考文獻】
1Staker SA， Achen MG， Jusila L， et al. Lymphangiogenesis and cancer metastasis. Nature Reviews Cancer， 2002; 2: 573-583
2Risau W. Mechanisms of angiogenesis. Nature， 1997; 386: 671-674
3Skobe M， Hawighorst T， Jackson DG， et al. Induction of tumor lymphangiogenesis by VEGFC promotes breast cancer metastasis. Nat Med， 2001; 7: 192-197
4 Stacker SA， Caesar C， Baldwin ME， et al. VEGFD promotes the metastatic spread of tumor cells via the lymphatics. Nat Med， 2001; 7(2): 186-190
5Yulong H， Karpanen T， Alitalo K. Role of lyphangiogenic factors in tumor metastasis. Biochimica et Biophysica Acta， 2004; 1654: 3-12
6Stacker SA， Stenvers K， Caesar C， et al. Biosynthesis of vascular endothelial growth factorD involves proteolytic processing which generates noncovalent homodimers. J Biol Chem， 1999; 274: 32127-32136
篇6
關鍵詞：透明質酸酶；子宮內膜容受性；IVF-ET妊娠率
子宮內膜容受性是指胚胎能夠粘附，穿入內膜并誘導內膜間質發生一系列變化，最終植入內膜的一種狀態。評價子宮內膜容受性的指標有：①HCG的子宮內膜的厚度；②子宮內膜的類型；③子宮內膜下血流。臨床通常試管子宮內膜的厚度，可以提高子宮內膜的容受性，來提高IVF-ET的妊娠率。目前，通過藥物改善子宮內膜厚度。配有中藥，雌激素，機械刺激，但效果不顯著，本文嘗試應用宮腔內用藥透明質酸酶后觀察子宮的厚度改變，值得討論，現將2009年12月～2013年12月到我院生殖中心提高IVF-ET的患者的臨床資料，總結報告如下：
1 資料與方法
1.1一般資料 選取2009年12月～2013年12月到我院生殖中心IVF-ET患者248例作為研究對象。討論透明質酸酶對子宮內膜容受性影響的研究。
1.2病例入選條件 年齡在25～35歲2排除系統疾病及宮腔手術史3排除子宮，宮頸功能性及器質性病變4排除雙側輸卵管積水5患者自然周期檢測下凍融胚胎移植6排除臨床相關的全身性疾病的任何證據（例如I型糖尿病）7排除嚴重的男性不育8卵巢儲備減少（FSH>10IU/ml）
1.3方法 選擇患者：248例自然周期下移植凍胚的患者，受試患者年齡在25～35歲，子宮內膜厚度
采取隨機分組的方法，將所有患者分為兩組，所有患者在月經周期第3d開始口服戊酸雌二醇3mg/d連續服用10d，超聲檢測子宮內膜厚度仍低于7mm，并且所有患者超聲檢測均為同一位超聲醫生操作。
實驗組患者月經干凈后第3d，第5d，第7d分別通過陰道將透明質酸酶3ml注入宮腔（80u/ml）對照組不用藥，移植者的陰道超生多普勒檢測患者子宮內膜的厚度，移植后35d膜部超聲檢查，子宮腔內見胎和胎心診斷為臨床妊娠，統計分析臨床妊娠率。
2 實驗結果
2.1統計學處理 采用spss18.0統計軟件，并用χ2檢驗和檢驗表示：以P
2.2兩組患者年齡，體重指數，治療前子宮內膜厚度的比較 實驗組124例，平均年齡（28.72±3.01）歲。對照組124例平均年齡（28.56±3.05）歲。兩組患者年齡無顯著差異性（P>0.05），實驗組平均體重指數（20.36±2.02）。對照組平均體重指數（20.34±2.04）。兩組患者體重無顯著差異性（P>0.05）。實驗組在治療前子宮內膜厚度為（5.32±0.43）mm.對照組治療前子宮內膜厚度為（5.35±0.44）mm，兩組患者子宮內膜厚度差異無顯著統計學意義（P>0.05），見表1。透明質酸酶治療后Max、Min、X-、S數據實驗組與對照組比較，見表2。兩組患者臨床妊娠比較，見表3。通過表2、3可以看出透明質酸酶治療后Max、Min、X-、S數據，實驗組明顯高于對照組，實驗組妊娠例數57例，妊娠率46%，對照組妊娠例數2例，妊娠率1.6%，實驗組明顯高于對照組。
3 討論
篇7
[關鍵詞] 增生性糖尿病視網膜病變；白內障；玻璃體切割；超聲乳化；人工晶狀體植入術
[中圖分類號] R779.66 [文獻標識碼] B [文章編號] 1673-9701（2013）27-0128-02
增生性糖尿病視網膜病變合并白內障是糖尿病患者主要的致盲原因，應盡早手術治療，以提高視力，為觀察眼底病變等提供先決條件[1]。玻璃體切割聯合超聲乳化人工晶狀體植入術近年來廣泛應用于臨床，能更好地恢復患者的視功能[2]。本研究旨在探討玻璃體切割聯合超聲乳化人工晶狀體植入術治療增生性糖尿病視網膜病變合并白內障的療效，現報道如下。
1 資料與方法
1.1 臨床資料
我院自2011年1月～2013年1月收治的增生性糖尿病視網膜病變合并白內障34例，其中男19例（22眼），女15例（18眼），右眼18眼，左眼19眼，雙眼3例。年齡38～73歲，平均（56.1±4.2）歲。入選病例均為2型糖尿病，糖尿病史2～16年，平均8.7年。糖尿病視網膜病變分期：Ⅳ期：共22眼，Ⅴ期：共12眼，Ⅵ期：共6眼。晶狀體均存在不同程度的混濁，其中Ⅱ級核共17眼，Ⅲ級核共20眼，Ⅳ級核共3眼。入院眼部檢查有明顯程度不同的白內障。
1.2 手術方法
常規剪開球結膜，于顳下方角鞏緣放置灌注頭固定進行眼內灌注。構筑顳側透明角膜隧道切口，前房內注入粘彈劑。常規連續環形撕囊，水核分離。囊袋內超聲乳化吸除晶狀體核，仔細拋光后囊及囊袋，前房及囊袋內注入粘彈劑。玻璃體手術采用標準的三通道閉合式玻璃體切除術，切除前后段及周邊部混濁和積血的玻璃體和玻璃體后皮質，用剝膜勾針、眼內彎剪和切割頭切除或切碎較厚的新生血管增生膜，充分分離松解纖維血管機化膜，解除牽拉。同時對活動性出血點及切斷的新生血管根部做眼內電凝或術中適當升高灌注瓶以利于止血。完成玻璃體視網膜手術后，仔細檢查眼底，黃斑損害不明顯者，經原顳側透明角膜隧道切口囊袋內植入6 mm后房型折疊式人工晶狀體，吸除粘彈劑，縫合顳側透明角膜隧道切口一針，關閉鞏膜切口，縫合球結膜。
1.3 觀察指標
術后隨訪6～12個月，根據患者視網膜病變情況補充視網膜光凝治療，監測患者術后并發癥及視力情況，并將術前術后視力進行比較。
1.4 統計學分析
應用SPSS 12.0 統計學軟件進行對比分析，等級資料采用秩和檢驗，以P
2 結果
2.1 術后視力改善情況
見表1。所有患者術后視力均有不同程度改善，術前視力
2.2 術后并發癥
40只眼中5只眼有局限的視網膜牽拉，出現視網膜水腫，11眼術后出現后囊渾濁。13只眼出現一過性角膜水腫，前房明顯的纖維素滲出，16只眼出現繼發玻璃體出血，17眼出現一過性眼壓升高，經短暫降眼壓藥物治療后眼壓得以控制。1只眼隨訪2個月時發生視網膜再脫離，再次手術后復位。
3 討論
PDR是嚴重的致盲性眼病，其特征是視網膜缺血、缺氧引起視網膜內表面發生新生血管，這些血管長入玻璃體腔內，玻璃體后脫離時導致玻璃體積血、纖維化并收縮，導致視網膜前膜形成，視網膜出現裂孔，形成牽引性或孔源性視網膜脫離，部分可以發生新生血管性青光眼以及白內障[3]。增生性糖尿病視網膜病變（proliferative diabeticretinopathy，PDR）合并不同程度的白內障，比普通白內障患者發病要早，進展更快。隨著手術技術的提高，玻璃體切除手術已成為治療PDR的主要方法之一，白內障超聲乳化聯合玻璃體切除術可以有效治療合并白內障的增殖性糖尿病性視網膜病變，能較快恢復患者的視力和免除患者二次手術的痛苦[5]。另一方面，便于視網膜裂孔的查找以及徹底切除基底部玻璃體皮質及廣泛增殖的纖維血管膜，減少術后殘留，使玻璃體切割術實施得更完全徹底。術中保留囊袋及后囊，前囊下上皮細胞層吸除后，后囊變得透明，使后段的手術野清晰，眼底可見范圍擴大，便于徹底切除基底部玻璃體，然后行周邊視網膜光凝，從而提高玻璃體切除的手術質量[6]。合并白內障的PDR患者通過以上聯合手術得到及時有效的治療，減少了手術次數，同時也可以減輕醫療費用，提高手術成功率。本組40只眼術后隨訪6個月，80%（32/40）患者術后視力均有不同程度提高，視功能得到明顯改善。隨訪顯示傷口閉合好，術后散光小，術后視力恢復快，無一例發生人工晶狀體虹膜夾持，因此我們認為，該手術方法是治療PDR合并白內障、提高患者視力的有效手段之一。但術中要注意人工晶狀體的選擇以直徑6～6.5 mm較為合適[8]，術后保持1個月的瞳孔活動度，避免發生后粘連。嚴格掌握手術適應證、熟練的手術操作和對術中情況及時正確的處理，可以避免并發癥的發生[9]。
綜上，玻璃體切割聯合超聲乳化人工晶狀體植入術治療增生性糖尿病視網膜病變合并白內障療效確切，值得推廣和應用。
[參考文獻]
[1] 周林，鄒玉平，黃素英，等. 白內障超聲乳化吸除聯合玻璃體切除治療增生性糖尿病視網膜病變的臨床研究[J]. 臨床眼科雜志，2011，19（5）：414-415.
[2] 李沭巖，張偉，苗林，等. 白內障超聲乳化聯合玻璃體切割手術并發白內障的臨床療效[J]. 醫學臨床研究，2011，28（3）：434-435.
[3] 楊旭波，蘭長駿，劉東敬. 增生性糖尿病視網膜病變合并白內障的聯合手術治療[J]. 中外醫療，2009，18：79-80.
[4] 李艷，黃經河，黃賢，等. 綜合治療糖尿病視網膜病變156例的效果觀察[J]. 廣西醫學，2012，34（9）：1276-1277.
[5] 黃玲，王育良，王菁. 增生性糖尿病視網膜病變合并白內障的聯合手術治療[J]. 臨床眼科雜志，2008，16（2）：147-150.
[6] 李遠標，劉斐，劉國穎. 玻璃體切割聯合超聲乳化人工晶狀體植入術治療PDR[J]. 國際眼科雜志，2011，11（4）：676-678.
[7] 吳敬明，王進，馮琛，等. 玻璃體切割聯合人工晶體植入治療白內障27例[J]. 人民軍醫，2007，50（8）：500-501.
[8] 郝艷潔，畢華婷，孫金閣. 玻璃體切割聯合超聲乳化人工晶狀體植入術治療玻璃體視網膜病變[J]. 山東醫藥，2007，47（30）：81-82.
