時間：2023-09-05 16:32:11
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關鍵詞：市政建設；存在問題；解決對策
我國城市化建設事業目前已經進入到快速發展的時期，經過系統的資料分析，我國城市化水平已經超過了51%，城鎮人口在全國總人口中也占有較大的比重。從國際標準來分析，城市建設速度超過50%之后，就會進入高速發展時期，這也在一定程度上表明我國城市化發展速度在未來的幾年內會出現較大的提升。要想保證城市化發展朝著健康、穩定的方向進行，就要對市政建設過程中存在的不足以及缺陷進行完善，保證市政建設活動更加有效、科學以及持續，從而為我國城市化發展事業奠定良好的發展基礎，推動它城市化進程實現可持續發展。[1]城市市政建設過程中所取得的成就主要表現在不斷加大的投資力度、體質改革活動順利進行；城市基礎設施建設事業不斷完善；建設總體水平顯著提升等不同方面。要想在在此基礎上提升市政建設水平，就要對實際建設過程中存在的問題進行綜合分析，并結合實際問題提出相應的解決以及處理措施，保證城市發展以及建設事業取得更大的進步，為統籌區域發展貢獻一定的力量。
一、市政建設領域中存在的問題
（一）市政基礎設施水平區域有著較大的差距
現階段城市發展過程中，我國城市基礎設施水平呈現嚴重的不均衡狀態，基礎設施鍵位比較完善的區域一般集中在城市中心或者周邊一定距離的區域，一些偏遠郊區的各種基礎設施建設水平較為落后，這從根本上給城市基礎設施建設以及發展工作帶來很大的壓力，對于這種發展不平衡的狀況，只有制定出較為完善和科學的規劃方案以及設計書，對于其余基礎設施相關建設工作進行落實，才能夠保證不出現任何不均衡問題。
（二）市政基礎設施行業發展差距較大
在市政基礎設施建設以及發展過程中，市政企業一般會比較重視關于城市道路的建設工作，這是保證經濟發展持續進行的主要途徑，城市基礎設施不同建設活動所受到的重視程度各不相同，從而導致基礎設施行業在發展過程中呈現不均衡的狀況，道路交通設施已經處于較為先進的水平，垃圾處理、城市污水處理等基礎設施建設較為落后，雖然，政府有關部門在近幾年內已經對城市污水、垃圾的處理意識開始不斷提升，但是，與城市基礎設施總體水平相比較，其發展速度依然較為落后。
（三）市政基礎設建設活動缺乏統籌協調力度
我國市政基礎設施建設活動在進行規劃方案編制過程中存在一定的缺陷，方案編寫內容存在很多缺陷，基礎設施整體布局以及選址等工作都不能有效進行落實，提前對各種信息進行，但是具體的實施工作較為落后。各項基礎設施在實際建設過程中沒有進行整體規劃，從而導致工作安排不科學，很難有效對其進行控制。[2]很多基礎設施布局存在嚴重的不合理問題，從而給城市發展帶來一定的限制，城市市政單位不同部門之間缺乏協調與溝通，各項基礎設施行業分布較為零散，建設活動之間缺少配套以及協調，導致不同基礎設施建設存在重復現象，造成嚴重的資源浪費。
二、城市基礎設施建設問題解決對策
（一）提升市政基礎設施配置的實際水平
在進程市政建設活動中，首先要對城市建設空間進行充分利用，對規劃活動進行合理布局，從根本上保證城市空間實現集約型、高效性的布局分布。[3]對于城市建設速度不斷提升的現狀，要保證城市空間布局朝著集約化、高效化的方向發展，所以，在市政建設活動中，要盡可能地解決城市發展空間，對土地資源進行合理利用，從而推動城市建設取得更大的發展以及進步。
（二）實施低碳環保的管理模式
市政建設過程中，不僅好考慮經濟發展以及城市發展的現狀，還要兼顧可持續發展的相關要求，在滿足經濟發展的基礎上，要實現生態環境與城市、人與自然之間的穩定和諧發展。[4]所以，要想從根本上實現這一發展目標，就要保證市政企業在進行實際項目建設過程中，充分利用各種環保節約的材料以及方法，建設能源消耗，對各種再生能源進行充分利用，保證市政建設項目在未來的發展過程中產生更加顯著的效果。
（三）建設社會化、多元化的融資方式
市政項目建設以及施工水平在新時期環境下得到較大的提升，保證建設資金的穩定投入是整個市政建設活動中較為關鍵的環節，對于市政基礎設施建設以及發展水平來分析，建設社會化、多元化的融資模式能夠保證市政事業取得更大的發展，這樣還能夠減輕當局政府的財政實際壓力，促進建筑行業實現不斷發展。通過多種合理有效的途徑或者合法的渠道來對社會各界實施項目招標，從而為城市基礎設施建設活動提供一定的資金支持。[5]利用社會化、多元化的融資模式，解決市政建設項目資金不足的問題，給投資者帶來更大的回報，保證市政建設帶來更大的社會以及經濟效益。
（四）加大監控力度，完善管理機制
要想從根本上提升市政建設工程質量水平，就要對質量監督工作加大控制力度，首先進行定期抽檢以及隨機抽檢的檢測制度，保證市政工程在兩種檢測制度的共同約束下提升工程質量，還要對建筑施工質量以及建筑施工材料實施“雙保險”，從根本上避免市政工程施工過程中可能出現的質量隱患以及損失和事故。改變傳統的監測工作方法，實施全程監測，市政工程質量在一定程度上取決于施工原料、施工過程以及生產過程，要改變傳統的通過檢測來對工程質量進行評價的方式，從產品形成的不同層面以及不同環節來把握產品質量，從根本上提升市政工程的建設質量以及水平。[6]為了能夠從根本上適應現代市政在建設以及管理過程中所提出的各種要求，要對管理機制進行完善 ，建立具有綜合協調職能的部門，對項目建設進行科學決策，明確工程管理方面的權利、質量責任、走向社會化、市場化、專業化的建設管理道路。
結語：
我國市政建設活動在發展過程中還存在一定的不足和缺陷，從城市發展總體水平來分析，市政項目在建設過程中取得了較大的進步，但是，在對每一個項目進行分析過程中，還存在較多的質量問題，市政單位或者市政企業在實際工作過程中不能僅僅滿足于所取得的各種成就，還要對不同的制約因素進行綜合分析，結合我國經濟發展以及城市進步的實際狀況來對資源進行優化配置，實施合理科學的規劃，保證各種制度能夠準確落實，不斷提升和完善城市建設項目，從根本上推動市政建設事業取得更大的發展和進步。
參考文獻：
[1] 周浩.市政工程建設施工管理之己見[J].城市建設理論研究（電子版），2011（32）.
[2] 陳建輝.市政工程施工質量管理中存在的問題和對策[J].城市建設理論研究（電子版） ，2014（3）.
[3] 楊子躍.市政工程施工管理探討分析[J].投資與合作 ，2013（8）
[4] 喬莉萍，陳彩紅.試論市政工程施工管理[J].城市建設理論研究（電子版） ，2014（1）
關鍵詞：行政管理 獎勵懲罰
獎勵與懲罰是現代企事業行政管理工作中最為常見的一種激勵手段。實踐證明，在整個醫院行政管理工作中，隨著《院長目標管理責任制》、《職工綜合目標管理責任制》的逐步健全與完善，正確操作和實施獎罰機制，已成為各個單位一項不可忽視的重要工作。它對促進醫院工作經?；?、制度化、規范化具有十分顯著的作用。然而，據調查顯示，近幾年來，由于獎罰不當或不講標準、不計效果地評先發獎，不僅大大影響了有關科室、班組和個人爭先創優的工作積極性，而且還使原有的獎勵“含金量”大為降低，應有的榮譽感變成人們心中的疑惑和不屑，應有的示范作用也化為烏有，實是有悖于精神文明建設。針對這一情況，筆者就獎罰不當的主要表現、產生原因、負面影響及對策談幾點粗淺看法，以與大家共同研究和探討。
1獎罰不當的主要表現
1. 1獎罰制度不完善
據筆者對6家單位調查發現，沒有一家單位有完善的職工獎罰制度，3家單位僅在一些管理制度中有“視工作表現給予獎勵”的籠統闡述，顯然不能也完全不適應現代科學管理。如在獎金的分配上，不少單位仍然采取以考勤為主要內容的平均分配方法，解決不了“出工”與“出力”的矛盾;有的單位雖然以科室為獎金核發單位，雖然解決了科室吃單位“大鍋飯”的問題，卻仍然解決不了個人吃科室的“大鍋飯”問題;有的單位采取了計分核獎的辦法?？墒怯捎谶@些單位人員結構或科室設置不合理，以及定額核算方法不完善等致使有的科室容易增收，有的科室不易增收。另外還有諸如考核辦法不夠科學等因素，致使在同一單位付出相同勞動代價的職工，得不到相等的獎勵，使獎金分配的不合理現象很難得到解決。特別是一些行政職能科室，工作無定額，考核標準又缺乏可定量的客觀尺度，造成有定額的科室獎罰分明，無定額的行政人員“早澇保收”的極不合理現象，以至于出現了許多原先為坐科室的人員要到臨床第一線去，而一些臨床醫護人員挖空腦筋想坐辦公室的不安定現象。
1.2獎罰不夠分明
主要表現為該獎的不獎，該罰的不罰，或者不分青紅皂白，也來個平分秋色。常常是在與科室、班組簽訂責任狀時，把怎樣進行獎罰兌現條款說得頭頭是道，致使許多科室、班組開始有些喘不過氣來，可時間一過又來個急轉彎，讓人又成了丈二和尚—摸不著頭腦。例如，年終評獎時，不間這個科室、班組年度工作任務完成情況，一律照樣下發20%的先進指標，免得分出個你高他低，影響情緒。而到了下邊，科室班組的領導為圖省事，怕麻煩、得罪人，干脆“刪繁就簡”輪流做先進，使得有些被輪流坐上“先進”的一上光榮榜，還出現過真正夠格當先進人員要求不上光榮榜的事。
1.3獎罰不夠嚴肅、嚴格
這主要表現在有極少數單位在實施獎罰時太輕率，動不動就罰、就懲，好像不獎不罰就沒有“殺手鋼”了;有些單位則把獎罰面搞得太寬，次數太多，獎勵有月獎、季獎、半年獎、年度獎、競賽活動獎、科研獎、單項獎等等。懲罰的有:除了違犯院規院紀的以外還有如延誤承諾的、協調不好的、衛生不達標的、無故不參加學習的等等，五花八門，凡事都有獎罰?？删驮谶@也獎，那也獎，這也罰，那也罰的同時，醫院整體工作仍無大的起色，常常使醫院內部發生一些本不該發生的問題，處境尷尬，十分被動。
1. 4領導層獲獎過多
調查發現，在每項獎勵中，班組、科室、院級領導所占比例占整個年度獎勵的90%以上。也就是說，所有的獎勵幾乎全獎給了大小干部。評獎時，總是把頭頭們作為第一人選，一人發言，大家附和，其實很少有人說的是真話。這里不是說干部就不能獲獎，只是為了說明一個問題。比如，一個職工在平凡的工作崗位上做出了超過本職工作范疇且有利于人民和集體利益的事，則該職工就應該獎勵。而作為一個科長、院長，自我工作非常出色或幾乎完善，但科室、整個單位或分管部門的工作成績一般，獎勵也就失去了意義。
2獎罰不當問題產生的主要原因
2. 1領導干部思想方法片面，主觀因素干擾嚴重
主要表現為有的領導以為獎得越多，成績就越大，醫院工作就越好;有的則認為罰得越多，管理就越嚴格。常常以獎罰論是非，在實施獎罰過程中，不能全面地從勤、績、德、能等多方面綜合評定，總是受他們自身經驗、智能、情緒、關系等因素的影響，或是摻人一些親疏好惡和主觀愛憎等因素。再有者，有些領導特權思想嚴重，習慣于個人說了算，不按組織原則辦事，不經集體討論研究全憑個人意愿決定獎懲。
2. 2管理教育虎頭蛇尾，思想政治工作流于形式
一些領導干部常常借故工作忙，單純依賴獎罰，有的會議一開，任務一布置，好像就萬事大吉了，最后用獎罰來嚇唬人，忽視了日常的管理工作，忽視做深人細致的思想政治工作。有的遇到問題繞道走，怕得罪人，碰到釘子怕戳手，不敢面對現實，為自己留下后路，不是腳踏實地地去解決一些熱點、難點問題，而是在不同場合宣布一下，獎罰了事，結果獎也獎了，罰也罰了，可問題依然存在。
2. 3工作不實不強，優劣心中無數
有的在日常管理工作中，忙在嘴上，動在會上，寫在紙上，浮在面上，類似葫蘆掉下井，看上去落實下去了，但實際上沒有沉下底，差在何處，摸不到點子上。有的檢查考核，做做形式，看看樣子，不按規定的標準和程序審核打分，你好、我好、大家好，只要不給領導出難題就好。
2. 4獎勵也愛搞綜合平衡，照顧方方面面
特別是獎，這個科室有的，那個科沒有不行，職工有了，干部沒有不行。團員有了，黨員沒有不行，結果是這里出一個，那里冒一個，不管三七二十一，發獎總比懲罰來得容易，皆大歡喜。
2.5不正之風滲入獎罰體系
競爭，這是商業企業永恒的主題。價格競爭和服務競爭是競爭主要形式。目前，在市場成熟度不足的情況下，“雙刃兩損”的價格競爭仍然是藥品零售商家參與競爭的主要手段，但其結果往往是“殺敵一千、自損八百”，兩敗俱傷，對藥品零售業的健康、有序發展危害極大。而服務競爭作為較高層次的競爭形式，因其后勁持續、影響深遠，已日漸引起眾多商家的重視。筆者認為，零售藥店應根據市場變化，以向顧客提供更為完善的售前、售中、售后服務為支撐點，調整競爭策略，更新服務理念，創建自己的服務品牌，增強企業的核心競爭力，從而獲得更為廣闊的生存、發展空間。
調整服務模式
目前，我國藥品零售業還處于成長期，由于受傳統經營模式的影響，仍然沒有擺脫“等客上門”的坐商經營格局。因此，零售藥店應針對消費市場需求，及時調整經營思路，開辟形式多樣的服務模式和營銷渠道。例如，重慶出現的汽車藥店，經營者以汽車為店，有目的地選擇農村集市，為廣大農村消費者提供流動的藥品銷售服務，方便了農村邊遠地區群眾購藥。上海第一醫藥商店設置的OTC自動售藥機，以及江蘇、浙江等一些地區推出的“24小時藥房”服務，都給老百姓的購藥帶來了便利。再如，國外比較成熟的經營方法━━超市藥店，典型的做法是采用開架方式讓消費者自選購藥，這種服務方式有效地增加了藥店的親和力和與消費者間互動性，使消費者獲得自主購藥的便捷服務。
豐富服務內涵
擴充服務內涵，是藥品零售企業提升服務品位和檔次的重要前提。零售藥店應建立以人為本、以消費者為中心的服務理念和以提高藥師素質、管理質量、服務質量為核心的服務體系，提升服務層次，用細節來體現服務質量，用行動來強化服務營銷，打造零售藥店賴以生存和發展的服務品牌。一是加強從業人員的業務訓練，提高專業素質和服務技能，使其能夠用自己的知識和技能去幫助消費者，為消費者提供選藥、導購、用藥的咨詢和指導服務，幫助消費者建立安全合理用藥的意識。二是與消費者建立穩定關系，經常保持聯系，通過對消費者進行跟蹤服務，形成消費者用藥檔案，從而建立了企業穩定的消費群體。例如廣東等沿海地區的一些藥品零售商家借鑒現代商業營銷模式，推出的優惠卡、會員卡、貴賓卡等營銷服務，既留住了老顧客，又發展潛在的消費人群，取得了較好的效果。三是做好藥品零售的事前、事中、事后服務。根據來店消費者的病情和需求，向其準確介紹相關藥品的療效、價格、不良反應等信息，并真誠地提出推薦建議，使之想買；在消費者選定所需藥品后，能給予其正確的用藥指導，使之會用；同時做好對消費者用藥情況的及時隨訪，為消費者用藥提供真誠細致的全程服務。
擴展服務范圍
關鍵詞：宏觀經濟政策；益貧式增長；政策模型
中圖分類號：F120文獻標識碼：A文章編號：1000-176X（2011）04-0017-10
一、引 言
20世紀90年代以來，關注發展中國家問題的國外學術界和國際機構已從單純強調“經濟增長”，轉而重視“益貧式增長（pro-poor growth，PPG）”。益貧式增長要求發展中國家政府不僅要確保經濟的持續穩定增長，而且要關注窮人能否參與到經濟增長過程中，并合理地分享經濟增長成果。這意味著發展中國家需要重新審視以往的發展戰略和增長模式，科學地制定益貧式增長的經濟政策。
基于經濟增長益貧性以及有利于窮人的經濟政策來研究發展與減貧問題是當前國際上比較前沿的課題。國外學者就經濟政策對益貧式增長的影響作了大量的經驗研究，得出了一些有價值的結論?？鐕涷灧治霭l現，宏觀經濟一攬子政策對于益貧式增長有顯著效果，Essama -Nssah［1］通過模擬宏觀經濟政策對總福利和貧困的影響，發現結構調整政策和分配政策對福利影響非常顯著。Klasen［2］通過跨國比較分析，指出提高農業生產率、縮小地區差距、減少性別差異、提高窮人資產儲備的一攬子政策有助于實現益貧式增長。Dollar和Kraay［3］、Lundberg和Squire［4］結合財政、貨幣以及匯率政策，創建了一個宏觀政策指數，以更寬泛的角度度量宏觀經濟穩定性，其應用非洲國家樣本的實證分析表明，宏觀政策對低收入群體福利有顯著的正向影響。開放的貿易政策是否會促進益貧式增長，結論尚不明確。Dollar和Kraay［3-5］以進出口額占GDP比重來衡量貿易開放度，研究發現開放的貿易政策有利于益貧式增長；但Winters［6］采用同樣的衡量標準對巴西、海地、墨西哥、秘魯和贊比亞的研究卻發現，當這些國家經歷快速貿易開放時，卻保持著較慢的經濟增長和貧困減少水平。Ernesto［7］指出，有效利用勞動力的政策以及對教育醫療進行合理投資可以實現益貧式增長。Shenggen等［8］的研究表明目前在印度，政府農業科研、教育和道路投資是促進益貧式增長的有效政策措施。
目前，國內關于經濟政策對益貧式增長影響的研究還比較少，筆者考察所及只有徐俊武［9］、羅小芳和盧現祥［10］等幾項研究。他們都提出有利于窮人的秩序對于益貧式增長的重要性，此外，徐俊武還對二元結構下政府公共支出對益貧式增長的關系進行了闡釋，指出政府對農村的公共支出比例與窮人向現代部門的遷移能力密切相關。此外，杜志雄、肖衛東和詹琳［11］進一步研究了益貧式增長的引申概念包容性增長的政策內涵，指出實現包容性增長同時蘊涵著培育和提升人力資本、增強制度設計與政策制定的公平性、建立公平的防護性保障體系三個層面的宏觀政策，并對這一政策體系中的政策措施做了分類，但對政策措施對包容性增長的可能影響沒有做進一步的分析。當窮人向現代部門的遷移能力較強時，可以通過不斷減少對農村的支出比例，增加對城市的支出比例來促進益貧式增長；當窮人向現代部門的遷移能力不足時，必須增加政府對農村的公共支出比例才能實現益貧式增長。
基于上述分析可知，各種政策對于經濟增長的影響是同時起作用的，不論基于益貧式增長理念的改革重點關注何種政策（如財政政策、貨幣政策、政府支出、貿易自由化、金融領域的自由化等），都要求我們說明這些政策對經濟增長的綜合影響，及其對不同的社會群體福利的綜合影響。而就筆者所及文獻來看，很少有研究系統地討論經濟政策和中國益貧式增長問題，據此，本文擬開發一個小型的中國益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型，并在此基礎上以中國為樣本開展經驗研究。
二、理論框架與測量模型
（一）益貧式增長政策分析模型的理論基礎
宏觀經濟政策對經濟增長的影響早已在學界基本達成共識，但是宏觀經濟政策對窮人福利的影響至今仍是充滿爭論的課題。Lal和Myint［12］研究了增長、不平等和貧困的關系之后發現各國的經驗差異較大，差異主要來自于政策選擇的不同。同時，也有證據表明分配政策較公平的國家經濟增長更快，經濟政策可以對初始收入分配中窮人福利的不利狀況進行修補。Demery和Squire［13］指出，在執行改革政策的國家，貧困人頭指數降低，而在沒有實施政策調整的國家，貧困狀況改善很小，甚至更為惡化。此外，有研究表明，減貧策略的各種要素還包括：建立在勞動力密集型制造業基礎上的，出口導向的外向型增長策略；鼓勵采用新技術的早期的農業和農村發展；基礎設施投資和人力資本投資；能夠對農民和企業家提供激勵的有效的制度；促進醫療衛生、教育和社會資本以及為窮人提供社會安全網的社會政策都可以促進益貧式增長［14］；此外，還包括改善經濟增長的微觀環境的各種要素，例如通過更好的信貸市場作用來改善資本通道，以及更加公平的資產分配等要素。
基于以上文獻提供的經驗證據，本文將重點討論宏觀經濟政策影響貧困人口福利的各種途徑（例如，通脹、總需求、收入分配和宏觀經濟不穩定，這些途徑可以按直接影響和間接影響加以區分），以及周期和危機的非對稱效應和勞動力市場的重要作用。上述各種公共經濟政策對益貧式增長的影響和相互作用的關系可以用圖1來描述。
宏觀經濟政策調整影響窮人的最直接途徑就是公共部門凍結工資，政府轉移支付和補貼支出的削減和公共部門價格的提高。宏觀經濟政策對窮人的間接效應可以通過許多方面起作用，包括總需求、總產出（假設起初存在超額生產的能力）以及就業的變化；經濟增長速度的變化；通脹的變化和對窮人的相關消費價格平減指數的變化；真實匯率的變化；宏觀經濟的不穩定性及分配效應。此外，穩定政策帶來的產出和就業效應也可能是不對稱的。同時，越來越多的經驗數據表明，周期性衰退和經濟危機對貧困會產生非對稱效應：衰退或急劇的產出縮減可能會大大提高貧困水平，然而擴張卻傾向于產生非常有限的影響。
（二）益貧式增長“宏觀―微觀”政策分析模型框架
本文所設計的益貧式增長政策分析模型分三個層級。第一層級使用的是一個靜態的、加總的、具有宏觀經濟內在一致性的框架。這一模型的優點在于，它能夠將財政賬戶、國際收支賬戶和貨幣賬戶聯系起來，從而確保具有一個內在一致性的國民核算帳戶。而絕大部分的宏觀經濟政策，諸如政府支出水平、稅收水平和赤字融資的結構等等，都可以被整合到這些模塊之中。而后，宏觀一致性框架中的政策信息就會在各個模型之中運行，在此我們選擇了兩個增長模型：一個是屬于長期增長模型的“真實值”模型，另一個是反映短期增長效應的三變量VAR模型。增長模型反映了在相對價格、工資以及產出構成沒有改變的情況下，政策對經濟增長的影響。
第二層級是該框架的核心部分，是一個靜態的、多部門的、具有一般均衡性質的模型。模型假定經濟的總產出水平是固定的，因此，它主要反映的是宏觀經濟政策以及宏觀經濟震蕩對相關價格和工資造成的影響。在此，首先借鑒了世界銀行開發的1-2-3CGE模型。簡而言之，從某特定宏觀經濟政策的國民核算賬戶開始，運用1-2-3CGE模型，可以得到一系列相互之間保持內在一致的商品的工資、特定部門的利潤以及相對價格的數據。但是，1-2-3CGE模型存在一個明顯的不足，即宏觀經濟政策與貧困的因果鏈條是單向的，而沒有考慮到宏觀政策對微觀模型變量的反饋效應，另外，我們所應用的簡單1-2-3CGE模型也缺乏對勞動力市場更為令人滿意的描述。第三層級是微觀數據（家庭數據或分組數據）。當模型對價格、工資、利潤和增長進行的預期變動被整合進代表性組群的有關工資、利潤以及商品需求的家庭數據時，就在微觀和宏觀之間建立起了溝通的橋梁。理論上，通過該框架，就可以在有限的時間里，在可以運用的數據資源的情況下，得到與一系列宏觀經濟政策和沖擊具有內在一致性的家庭福利指標以及益貧式增長水平的預測值。
三、變量選擇與計量檢驗設計
（一）“真實值”模型
“真實值”模型的增長回歸方法已被證明在解釋跨國的增長率變化時非常成功，因此也很可能在解釋增長的跨期變化時非常有用，大量文獻使用該方法進行了綜合研究。本文將在對中國主要經濟政策（金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、FDI、公共支出等）進行理論分析的基礎上，應用209個國家的面板數據進行增長回歸分析，考察各個宏觀經濟變量對增長的影響，以及在控制其他經濟政策和變量后，某項經濟政策的變化趨勢是否顯著地促進了經濟增長。
為確定上述經濟政策對增長的影響，筆者通過對世界各國的增長數據進行回歸分析，結合世界范圍內真實值模型的增長系數，討論中國上述經濟政策對增長的影響。本部分主要的數據來源是WDI和IMF的世界各國宏觀經濟數據庫。選取的樣本包含了全世界209個國家和地區的1970―2003年的相關信息，即包括7072個有效樣本點的國際面板數據。在回歸分析中，對各國的基礎設施情況采用每百人電話線這一國際通用變量進行度量；在已有的實證研究中，M2/GDP度量金融發展的作用已得到了有力的證實，因此采用M2/GDP來衡量一國的金融發展水平。
此外，考慮到增長回歸中金融發展等變量可能存在的內生性問題，本文借鑒了已有文獻中的方法。構建回歸方程時，假設Y表示被解釋變量，X表示解釋變量，由多個解釋變量組成的一個列向量，方程中的下標i和t（t=1970，…，2003）分別代表第i個國家和第t年，b表示截距項，于是一個表示X對Y的影響的總模型可以寫作：
其中，β即需要確定的真實值模型中各個影響經濟增長變量的增長系數，是一個行向量。
增長回歸模型中，第一組解釋變量包括決定增長的政策：（i）金融發展的衡量（M2/GDP）；（ii）通貨膨脹；（iii）實際匯率；（iv）小學教育完成率；（v）每百人電話線（基礎設施的變量）；第二組變量在前一部分的基礎上，還考慮了可能受到沖擊影響而發生較大變動的進出口貿易和資本流動的因素，即：（i）進出口貿易占GDP的比例；（ii）資本流動；最后，考慮到1998年是中國經濟增長性質發生改變的重要分界點［15］，為更好地考察中國經濟政策對益貧式增長的影響，嘗試將1998年前后的國別數據分別進行分析，并將側重點放在1998年以后中國的益貧式增長階段。
通過對方程一中第一組解釋變量的回歸（見表1所示）可以發現，較高的M2/GDP、較低的通貨膨脹水平、完善的基礎設施供給都與較高的增長率相關，而真實匯率及小學完成率對增長的影響并不顯著。
在第二組回歸中（如表2所示），加入了表示外部沖擊的變量，即進出口貿易、資本流動。二個變量加入方程，得到了以下回歸結果（如表2）
表1、表2均為固定效應（FE，fixed effects）估計結果，因為Hausman檢驗拒絕了隨機效應（random effects）模型，因此沒有報告隨機效應的估計結果。根據解釋變量的R2值，加入了外部因素的“方程二”比“方程一”更有解釋力。通過對兩個方程的綜合考察，可以得出以下估計結果：第一，在固定效應估計中，M2/GDP顯著地影響GDP的增長率變化，并且，與資本積累、貿易與經濟增長的關系研究一樣，金融發展與經濟增長也存在著雙向的因果關系。第二，不論是否考慮外部沖擊，通貨膨脹對增長率的負向影響都十分顯著，但需要注意的是，雖然研究發現高通貨膨脹往往伴隨著產出的下降，然而一旦通貨膨脹得到遏制，產出又會重新回復到原來的長期增長路徑。第三，當引入外部沖擊變量如貿易及資本流動以后，M2/GDP即以貨幣表示的金融政策發展對GDP增長率的作用方向有所變化。第四，進出口貿易占GDP的比例這一變量具有顯著的正影響，說明發揮各個國家的比較優勢，有利于GDP的增長。第五，資本流動（凈流動/GDP）作為沖擊變量，它并不顯著。
至此，已經能夠對影響經濟增長的變量和其影響程度有比較明確的認識了，但這還并不是研究的全部。根據劉暢［15］的測算，及對中國經濟增長性質的判斷，1998年是中國經濟增長是否益貧的一個分界點（1987―1997年間的經濟增長是非益貧的；特別是1995―1997年間，農村經濟增長的成果被收入分配的惡化完全抵消，貧困群體的福利水平顯著降低；而在1998―2006年間，出現了9年穩定的益貧式增長）。因此，本文希望能夠以1998年作為分界點，觀察1987―1997年、1998―2006年間經濟政策與經濟增長之間的聯系。據此對樣本分別進行了固定效應估計，回歸結果如表3、表4所示。
其中，在1998年以前，M2/GDP、通貨膨脹、實際匯率、資本流動幾個變量被證明具有顯著性，但資本流動的作用效果卻不夠明顯，對增長率只有微小的影響；而1998年后，除M2/GDP、通貨膨脹對經濟增長具有顯著影響外，實際匯率對經濟增長的影響變得不顯著了，而進出口貿易占GDP的比例則開始表現出對經濟增長率的正向影響。這說明1994年匯率制度并軌后，人民幣不再出現之前持續貶值的趨勢，平穩的匯率水平為經濟增長提供了良好的環境，但未能對經濟增長有明顯貢獻；1998年后進出口貿易占GDP比例的提高對經濟增長有良好的促進作用，表明國家的對外貿易政策特征發生了某些變化，使得其對1998年前后經濟增長有不同影響；另外，各種政策在1998年對經濟增長率的彈性也發生了很大變化，M2/GDP對經濟增長的彈性有所降低，通貨膨脹對經濟增長的影響有所加強，這些變化對于接下來進一步考察這些政策對不同群體福利的影響非常重要。
需要強調的是，“真實值”模型其實僅僅是反映宏觀經濟政策的長期增長效應的方法之一。它是一個簡約的模型，并且模型是建立在跨國回歸的基礎上，因此，各國家的系數都是相同的。
（二）三變量VAR模型
一般的模型僅僅只是描述因變量對自變量變化的反應，向量自回歸模型則考慮了模型中各變量間的相互作用，在某些給定條件下，VAR模型能夠用來確定一個基本的經濟沖擊給其他經濟變量帶來多大影響，即其他經濟變量對該基本經濟沖擊的響應的大小，所以VAR被公認為描述變量間的動態關系的一種實用的方法。為討論政府支出的增加對經濟增長的短期影響，建立三變量自回歸（VAR）模型進行評估，三個變量分別是增長率、實際匯率以及政府支出。
1.方法與模型
本文使用1980年Sims提出的向量自回歸模型（vector autoregressive model，VAR模型）。模型采用多方程聯立的形式，在模型的每一個方程中，內生變量對模型的全部內生變量的滯后值進行回歸，從而估計全部內生變量的動態關系。最一般的VAR模型數學表達式為：
yt=μt+∑ki=1αiyt-i+βixt-i+ut（2）
其中，yt為外生變量向量，xt為內生變量向量，ut為隨機擾動項，K為滯后期。
1.平穩性檢驗
在模型中選取中國自1987―2006年20年間的數據進行分析。在建立線性的VAR模型之前，首先檢驗數據的平穩性，對模型中GDPGR（真實國內生產總值增長率）、EX（真實匯率水平變化）以及PE（公共支出變化率）變量的數據做ADF單位根檢驗，結果表明其均為平穩序列（檢驗結果見表5所示）。
2.建立VAR模型
以GDP增長率、真實匯率變化率和公共支出變化率作為變量建立VAR模型，其擴展形式如表6所示：
本文重點關注公共支出沖擊影響經濟增長的短期彈性。VAR模型的擴展形式表明，向量自回歸估計中得到的增長對其自身的短期彈性非常顯著，分別為0.6718、0.4762；而受到公共支出沖擊短期影響的彈性并不顯著，第一年為0.0004，到第二年則更小，為0.0001（這兩個彈性數值是我們下一步在CGE框架中分析公共支出沖擊對低收入群體福利影響的重要參數），這表明我國政府支出政策的變化對拉動經濟增長影響很小，至少在短期如此。
3.脈沖影響分析
脈沖響應函數（impulse response function，IRF）用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，其內涵是一個變量的擾動通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程?？梢酝ㄟ^脈沖響應函數理解政府支出如何影響其它兩個變量，并最終作用于自身的過程。圖2描繪了公共支出和匯率對經濟增長影響的軌跡。
通過對脈沖響應軌跡的觀察，可以得到一些初步結論：（1）經濟增長率（GDPGR）對其自身的變化有較強反應，但這種影響是非常復雜的，出現了先降低而后升高，最后趨近于零的變化軌跡，這說明經濟增長的速度在短期是有慣性的（前兩期），但從長期來看，這種影響會迅速減弱以至消失。（2）匯率的貶值對于提高經濟增長速度有一定作用，且其對經濟增長的影響時間更長（約為5期）。（3）公共支出的增加在短期內促進了經濟增長，但此后對經濟增長的影響為負以至逐漸消失。這種變化趨勢表明公共支出的增加很可能對財政的可持續性造成了影響，從而影響了經濟增長的可持續性。對于這一點，我們將在后文應用CGE一般均衡方法進行更加深入的經驗分析。
（三）1-2-3CGE模型
基于“宏觀―微觀”思想的模型的解決方案提供了聯系變量（LAVs）進行微觀模擬模塊的影響分析。即應用1-2-3CGE數值模型方程組（表7給出了1-2-3CGE模型的方程規范，表8為模型的變量說明），考察了1987―2006年經濟政策對益貧式增長運行的影響。
通過1-2-3CGE模型，可以得到工資、利潤以及三種商品（國內商品、進口商品、出口商品）價格變動的信息，即LAVs，將這些連接變量與微觀數據模塊連接起來，就可以得到每個代表性家庭群體平均福利變化的信息。
（四）微觀數據模塊
微觀模塊的工作是將1-2-3CGE模型轉化為家庭福利。對于宏觀經濟框架而言，CGE模型計算了各部門相關的收入的變化，以及各種商品價格的變化。家庭模塊的計算使用包絡方法，其中，間接效用分別是工資率、部門利潤和商品價格的函數，而這些都是中觀和微觀層級之間的連接變量（LAVs）。因此，宏觀沖擊對家庭層面的福利影響的第一順序估計等于以下三個組成部分之和：初始勞動收入與工資率的相對變化之積；利潤收入的變化；初始消費的商品與商品價格的相對變化之積。
在實證分析時，各群組的收入和消費數據可以從家庭調查數據中獲得。共有三種收入來源：工資、國內商品部門的利潤以及出口部門的利潤。消費支出被分為進口商品和國內商品，家庭之間的異質性反應在收入來源和消費模式的差異上，這有利于我們分析宏觀沖擊和政策對各類家庭之間的不同影響。但是，目前還很難得到中國居民進口商品消費支出和國內商品消費支出的相關數據，為得到這些必要的信息，即對各組居民消費支出分別各假設了三種消費偏好（偏好假設1中，居民進口商品消費傾向最?。黄眉僭O3中，居民進口商品消費傾向最大；偏好假設2中，居民進口商品消費傾向居中）下的情況，從而可以得到進口商品消費支出和國內商品消費支出的數據（表7以2006年為例，列示了農村居民收入數據及三種偏好假設下的居民消費進口商品和國內商品的數據）。本文的實證分析是根據2002―2006年偏好假設2的數據進行模擬的，必須指出的是，雖然本文的假設是依據居民的消費偏好擬定的，但不可避免的，基于這一假設的模擬結果與現實的情況會存在一定的差異。
四、結論與建議
（一）主要結論
依靠上述模型及微觀數據模塊，可以對2002―2006選擇2002年為實證分析起始年，主要是從分組數據的統計口徑一致性加以考慮的。即1998―2001年間分組數據的統計口徑與2002―2006年間統計口徑的不一致會導致實證結果的不可比，基于2002―2006年間農村5等份的居民分組數據對于我們考慮不同組群居民福利變化更加直觀，故本文僅對2002―2006年經濟政策對益貧式增長的影響進行分析。年間經濟政策對益貧式增長的影響做綜合分析，分別考察了金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易和公共支出等政策出現偏離時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。
1.金融深化對PPG的影響
將代表金融深化的指標M2/GDP在2002―2006年每年都提高5個百分點，即2002年由159%提高到164%，2003年由168%提高到173%，2004年由164%提高到169%，2005年由168%提高到173%，2006年由169%提高到174%，模擬結果如表8所示。
從模擬結果來看，貨幣流速的變化與我國經濟增長速度表現出基本一致的波動趨勢，說明包括儲蓄存款在內的貨幣存量是經濟增長的源泉；此外，從實證結果比較看，三個年度中M2/GDP對經濟增長的影響在逐年減小，說明近年來GDP增長穩定性增強，貨幣沖擊對經濟增長的影響下降。從金融深度對居民福利的影響來看，其對收入較低群體的貢獻比對收入較高群體的貢獻更大。可見，金融發展有利于益貧式增長，但其對益貧式增長的貢獻呈現逐年減小的趨勢。
2.通貨膨脹對PPG的影響
通貨膨脹是衡量宏觀經濟穩定性的重要指標，通貨膨脹的大起大落往往會對經濟增長和居民福利水平造成很大影響。我們將2002―2006年各年通貨膨脹水平（平減后）在原有基礎上調低50%。即從2002年的0.58%調整到0.29%，2003年的2.61%調整到1.31%，2004年的6.91%調整到3.46%，2005年的4.17%調整到2.09%，2006年的3.28%調整到1.64%，分析結果如表9所示。
通過以上對通貨膨脹與經濟增長及各群體福利變化的實證分析，可以知道：由于近年來我國通貨膨脹水平處于低位健康區間，因而繼續降低通脹率并未對經濟增長和各組群居民的福利水平造成明顯影響。從通脹水平對各組群居民福利水平變動的影響看，當通脹水平處于較高水平時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較大；當通脹水平較低時，其變化對各組群居民福利水平變動的影響較小；且低收入群體的福利水平對通脹水平的變化最為敏感。因此，保持穩定且較低的通貨膨脹水平可以促進有效的益貧式增長。
3.匯率政策對PPG的影響
將2002―2006年匯率水平每年調高5%，即7.8633、7.8632、7.8627、7.6721和7.4326，分析結果如表10所示。
人民幣有效匯率的波動是影響中國進出口貿易和利用外資水平的主要因素之一。人民幣有效匯率大幅度升值，不僅會對中國經濟增長產生巨大負面沖擊，而且對世界經濟特別是與中國有密切貿易往來的國家或地區經濟發展同樣是不利的。從模擬結果可以看出，如果人民幣按照5%的速度升值，將對經濟增長和居民福利有負向的影響，因此，人民幣的升值并不是益貧式增長理想的政策選擇。當然，實證結果也表明，人民幣升值雖然對經濟增長和居民福利影響為負，但影響程度均不大。因此，鑒于保持匯率穩定特別是有效匯率穩定，對維護中國經濟持續穩定增長至關重要，短期內人民幣匯率應繼續保持相對穩定；如果升值在經濟運行中是非常必要的選擇，則宜采取漸進式的小幅升值方式，升值的幅度不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊。
4.對外貿易對PPG的影響
將2002―2006年進出口貿易/GDP的比例均調高10%，即2002年由48%提高到52.8%，2003年由57%提高到62.7%，2004年由65%提高到71.5%，2005年由69%提高到75.9%，2006年由72%提高到79.2%?？疾炱鋵洕鲩L和居民福利的影響，結果如表11所示。
從模擬結果可以清楚地看到，對外貿易對我國經濟增長存在著巨大的推動作用，對于低收入群體福利改善也有重要影響。但需要指出的是，2006年我國進出口貿易占GDP的總額已經達到72.03%，繼續提高的空間不會太大；此外，過高的貿易依存度也使得經濟運行易受到外部沖擊的影響，一旦外部經濟環境惡化，一方面將使經濟增長遭受重創，另一方面也會令居民福利，尤其是低收入群體福利遭受巨大損失。
5.政府支出對PPG的影響
近年來政府把提高低收入階層的收入作為收入分配政策的重要措施，實行了減免農業稅，提高個人所得稅起征點、提高失業救濟金、提高最低收入階層的基本生活費等社會保障支出、增加低收入階層經濟適用房等政策，努力使經濟增長的成果更廣泛的惠及全體人民。由此，政府支出大幅增加。本文模擬了政府支出逐年增加5%的情形，分析結果如表12所示。
從模擬結果可以看出，如果政府支出增加5%，經濟增長率和居民福利水平都將有所提高。但是，也應該注意到，經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，如果政府支出可以不受約束、無限增加，則最終我們將實現益貧式增長；然而這種假設幾乎是不可能的，考慮到財政可持續性問題，政府支出的規模是有限的，因而，進一步提高政府支出政策對益貧式增長的績效在很大程度上將依賴于政府支出結構的合理調整。
（二）政策含義
本文通過構建中國益貧式增長政策分析模型，考察了金融發展、通貨膨脹、匯率、對外貿易、公共支出等政策出現調整時，對于當年經濟增長和各組群家庭福利的影響。結果表明，2002―2006年間，金融發展對益貧式增長并沒有直接的貢獻，高速的金融發展政策并非是很好的有利于低收入群體福利改善的政策選擇；穩定且較低的通貨膨脹水平對經濟增長和低收入群體福利改善有益，從而可以有效地促進益貧式增長；人民幣升值政策對于益貧式增長顯示為不利影響，即使升值是必要的政策選擇，升值的幅度也不宜過大，否則將對經濟產生較大震蕩，亦會對居民福利造成很大沖擊；貿易條件惡化會對益貧式增長產生不利影響，而且對低收入群體福利的損害要大于高收入人口的損害；增加政府支出有利于經濟的增長和居民福利水平的提高，但經濟增長和居民福利水平提高的幅度比政府支出的比例低很多，在政府支出不能無約束無限增長的情況下，調整政府支出結構使之更加適應益貧式增長的發展目標是未來一項值得重點關注的課題。
參考文獻：
［1］
Essama-Nssah,B.Simulating the Poverty Impact of Macroeconomic Shocks and Policies ［R］.World Bank working paper，2005，WPS3788.
［2］ Klasen,S.In Search of the Holy Grail：How to Achieve Pro-Poor Growth.in B.Tungodden，N.Stern and I.Kolstad（eds）.Toward Pro-Poor Policies：Aid，Institutions，and Globalization［R］.Proceedings from the Annual World Bank Conference on Development Economics Europe Conference 2003，Washington D.C.2003.
［3］ Dollar,D.,Kraay,A.Growth Is Good for the Poor［J］.Journal of Economic Growth，2002，7（3）：195-225.
［4］ Lundberg,M.,Squire,L.The Simultaneous Evolution of Growth and Inequality［J］.Economic Journal，2003，（113）：326-344.
［5］ Dollar,A.,Kraay,A.Trade，Growth，and Poverty［J］.Economic Journal Royal Economic Society，2004，114（493）:F22-F49.
［6］ Winters,L.A.Trade，Trade Policy and Poverty：What are the Links［R］.Centre for Economic Policy Research，London，2002.No.2382.
［7］ Ernesto,M.P.Pro-poor Growth：What Is It and How Is It Important［R］.Asian Development Bank,Manila,Philippines，2003.
［8］ Fan,S.,Ashok,G.,Sukhadeo,T.Investment,Subsidies,and Pro-poor Growth in Rural India［J］.Agricultural Economics,2008,39(2).
［9］ 徐俊武.制度、公共政策與有利于窮人的經濟增長――基于二元結構下的公共支出模型分析［J］.湖北經濟學院學報，2008，（3）.
［10］ 羅小芳，盧現祥.論有利于窮人的經濟增長及其制度安排［J］.財貿經濟，2008，（8）.
［11］ 杜志雄，肖衛東，詹琳.包容性增長理論的脈絡、要義與政策內涵［J］.中國農村經濟，2010，（11）.
［12］ Lal，D.,Myint,H.The Political Economy of Poverty，Equity and Growth［M］.Oxford Clarendon Press，1996.
［13］ Demery.L.，Squire.L.Macroeconomic Adjustment and Poverty in Africa：An Emerging Picture［M］.World Bank Research Observer，Oxford University,1996.
［14］ Asian Development Bank.Fighting Poverty in Asia and the Pacific：The Poverty Reduction Strategy［R］.Asian Development Bank,Manila，Philippines,1999.
【關鍵詞】 關節炎，類風濕；中醫證型；類風濕因子；抗角蛋白抗體；抗核周因子；抗環瓜氨酸肽抗體；相關性；綜述
類風濕關節炎（rheumatoid arthritis，RA）與中醫文獻中“頑痹”“鶴膝風”等相似，但由于中醫學的固有辨證模式，使中醫對RA的認識停留在辨證施治階段。辨證施治具有其優勢和特色，由于受到主觀條件影響較大，如患者自身表現、醫療環境、醫者主觀判斷和醫術水平，以及學術流派觀念不同等，往往會造成分型和治療的差異，給臨床醫生準確判斷、交流病情和為患者提供精確、規范化的治療帶來阻礙。
近年來，隨著免疫學不斷發展，西醫對RA的認識和治療更加注重參考實驗室指標，各類臨床觀察指標也逐漸被納入診斷和治療標準當中。為了能更好的發揮中醫學的辨證優勢，中醫學者應當借鑒西醫的成果，不斷推進中醫辨證的客觀化。
通過對近10年來的文獻檢索，筆者現對RF、AKA、APF、抗CCP抗體等幾個與診斷相關的免疫學指標進行討論分析，其他實驗室指標如紅細胞沉降率、C-反應蛋白、血紅蛋白、血小板等不予討論。
1 類風濕因子（RF）
血清學RF是臨床觀測和診斷RA最常用也是最基礎的指標，RF分IgM、IgG、IgA 3型。臨床常檢測IgM-RF，在RA患者陽性率為60%～80%，但特異性不高，除RA外還可見于其他自身免疫性疾病（如系統性紅斑狼瘡、原發干燥綜合征等）、細菌或病毒感染性疾病（如丙型肝炎、肺結核、牙周炎及細菌性心內膜炎等）和3%～5%的健康人以及10%以上的老年人。IgM-RF與骨侵蝕有關，IgM-RF、IgA-RF陽性患者預后差，受累關節數多，3型RF同時升高較單獨1型升高的患者病情重。IgM-RF、IgA-RF、IgG-RF聯合用ELISA法檢測可明顯提高RA診斷的準確性。隱性RF（HRF）是指與自身IgG結合而活性被遮蓋的那部分RF。由Allen將RF陰性患者的血清經酸化吸附后制備含IgM洗脫液顯示出RF活性，又可被IgG抑制而證實。HRF的檢測提高了RF陰性及幼年RA患者的早期診斷率和準確性[1]。
我國學者多將RA按中醫證型分為寒濕阻絡、濕熱阻絡、寒熱錯雜、痰瘀互結、肝腎陰虛5大證型，有學者通過研究發現，RF在這些中醫證型中存在較為明顯的差異。姜泉等[2]對475例RA患者進行6種證型分類，RF均數均高于正常參考值，但各證型間比較，差異無統計學意義（P > 0.05），按其均值大小依次排序為：氣陰兩虛型>濕熱痹阻型>肝腎兩虛型>瘀血阻絡型>痰瘀痹阻型>寒濕痹阻型。謝麗萍等[3]對106例RA患者按中醫證型進行RF滴度測定，發現肝腎陰虛型RF指標在寒濕阻絡、濕熱阻絡、寒熱錯雜、痰瘀互結、肝腎陰虛5大常見證候類型中均數最高。胡曉蕙等[4]對122例活動期RA患者中醫證型與RF的關系統計分析結果表明，濕熱阻絡型、寒熱錯雜型RF陽性率最高，陰性率為12%，寒濕阻絡型、痰瘀阻絡型、肝腎兩虛兼外感型陰性率為33%。魯麗等[5]對201例RA患者RF指標進行研究發現，RA患者RF指標與病情活動程度相關。RF在寒濕痹阻與濕熱痹阻、腎氣虛寒證候間比較，差異有統計學意義（P < 0.05）。對中醫各證型的RF進行分析，得出RF-IgG按其均值大小排序為：濕熱痹阻>腎氣虛寒>肝腎陰虛>寒濕痹阻>痰瘀痹阻。RF-IgM各證型間比較，按其均值大小排序為：濕熱痹阻>腎氣虛寒>肝腎陰虛>寒濕痹阻>痰瘀痹阻。RF-IgA各證型間比較，按其均值大小排序為：濕熱痹阻>肝腎陰虛>腎氣虛寒>寒濕痹阻>痰瘀痹阻。 日本有學者[6]將RA分為氣滯血瘀、陰虛內熱、氣血兩虛、陽虛寒濕4型，對證型與臨床檢查、合并癥進行研究，報道A/G值陰虛內熱最低，陽虛寒濕最高；陰虛內熱、氣血兩虛、氣滯血瘀型RF陽性率為70%以上，陽虛寒濕為40%；陰虛內熱型合并癥發生率最高，其次為氣血兩虛，陽虛寒濕最低。于秀明等[7]將210例RA患者分為濕熱痹阻、腎氣虛寒、寒濕痹阻、瘀血痹阻、肝腎陰虛5型，研究顯示瘀血痹阻型和肝腎陰虛型RF陽性率顯著高于寒濕痹阻型，瘀血痹阻型RF陽性率高于腎氣虛寒型。樂惠榮等[8]將143例活動期RA患者分為寒濕阻絡型、肝腎不足型、濕熱阻絡型和痰瘀阻絡型4組，發現濕熱阻絡型RF陽性率最高。黃李平等[9]將80例RA患者分為濕熱型、寒濕型、肝腎兩虛型、痰瘀互結型4組，發現不同證型間IgA、IgM、IgG、IgE存在差異，其趨勢表現為寒濕型>濕熱型>痰瘀互結型>肝腎兩虛型。胡祖光等[10]對RA 4種證型指標關系的研究發現，濕熱阻絡型治療前的IgG水平顯著低于氣陰兩虛型和寒濕阻絡型，IgM又顯著低于肝腎兩虛型和寒濕阻絡型（P < 0.05）。
有學者經研究發現，RF各指標因子在中醫證候分型間的差異無統計學意義（P > 0.05）。方路等[11]在研究中發現RA不同證候間RF比較，差異無統計學意義（P > 0.05）。何羿婷等[12]發現RA患者RF、IgA、IgG、IgM、ESR、CRP相關實驗室指標在證候分布上變化不明顯。
2 抗角蛋白抗體（AKA）和抗核周因子（APF）
AKA是RA早期診斷和判斷預后的指標之一，在RA早期，臨床表現出現前即可出現。其對RA患者的診斷特異性為94%，敏感性為47%，也是一種鑒別RA和與多發性關節炎相關的丙型肝炎患者的有效檢驗標記物[13]。APF在RA患者中的敏感性為52%，特異性為79%，可以出現在RA的早期階段，大約30%的RF陰性RA患者可以檢出，是早期診斷RA的有效指標之一。APF分IgG-APF、IgM-APF、IgA-APF 3種類型，IgG-APF對RA診斷的敏感性為71 %～91%，特異性為73%～99%，是3種APF中敏感性和特異性最高的指標。但IgM、IgA同樣對RA有診斷意義，其特異性與IgM-RF相近。對于IgM-RF陰性的RA，兩種抗體仍可有部分陽性。說明兩種APF均與IgM-RF無相關性，3種抗體不能相互替代，同時檢測可相互補充[13]。
一些學者發現，AKA和APF指標在中醫各證候間存在差異。李靜等[14]研究發現，AKA在寒證中陽性率為52.63%、熱證中為11.11%、寒熱錯雜證中為43.02%、虛證中為30.00%、虛熱證中為35.48%、虛寒證中為17.24%。寒證和熱證陽性率間的比較，差異無統計學意義（P > 0.05）。尹虹等[15]對149例RA患者做APF檢測并對比后發現，寒濕痹阻型和濕熱痹阻型的APF陽性率比肝腎陰虛型、腎氣虛寒型和瘀血痹阻型的APF陽性率高。濕熱痹阻型和瘀血痹阻型間比較，差異有統計學意義（P < 0.05）。于秀明等[7]對149例RA患者作APF檢測，然后對各證型組間進行比較，濕熱痹阻型陽性率高于瘀血痹阻型，差異有統計學意義（P < 0.05）。
梁一琳等[16]研究發現，RA的6種證型中濕熱痹阻型AKA、APF陽性分布率最高，認為此兩項指標與疾病活動及嚴重程度相關，說明了濕熱痹阻型多見于RA活動期，來勢急、病情重。姜泉等[2]對475例RA患者分析研究發現，濕熱痹阻型AKA、APF陽性分布率最高。
3 抗環瓜氨酸肽抗體（抗CCP抗體）
抗CCP抗體是一種對RA診斷價值較高的實驗室標記物，診斷的敏感度為71.40%，特異度為95.20%，可用于RA和與多發性關節炎相關的丙型肝炎的鑒別診斷[17]，也可用于RA和SLE的鑒別診斷[18]?？笴CP抗體在復發性風濕病中有很高的檢出率[19]。
樂惠榮等[8]選擇RA患者143例，其中濕熱阻絡型42例、寒濕阻絡型40例、痰瘀阻絡型33例、肝腎不足型28例，分別檢測抗CCP抗體。結果發現，RA患者抗CCP抗體明顯高于正常組，不同證型RA患者中，以濕熱阻絡型抗CCP抗體最高。于秀明等[7]研究210例RA患者發現，濕熱痹阻型抗CCP抗體陽性率顯著高于肝腎陰虛型和寒濕痹阻型。CPA是一種人工合成的環化肽，是CCP的二代產品，同時對100例RA患者作CPA檢測，對各證型組間進行比較，證實濕熱痹阻型陽性率顯著高于寒濕痹阻型和肝腎陰虛型，差異有統計學意義（P < 0.01）。其余各證型組間比較，差異無統計學意義（P > 0.05）。
4 討 論
國內外部分學者研究RA中醫證型與一些免疫學診斷檢測指標的對應關系，研究結果存在有不同程度的差異。就RF而言，不同學者得出的RF與RA中醫證型的對應關系多不同，可能因為RF作為臨床檢查的一項基礎指標，多提示患者自身免疫應答存在，指標偏高不僅存在于RA，也可存在于干燥綜合征、系統性紅斑狼瘡、肺結核等疾病當中，特異性較低，所以對RA中醫證型的提示影響就更小。大多數學者研究證實AKA、APF和抗CCP抗體在濕熱痹阻證中陽性率較高，原因可能是由于這3項指標在RA的診斷異性和敏感性較高，能準確提示RA的臨床活動期癥狀；而中醫證型辨證中濕熱痹阻屬“實”證范疇，而“熱”屬“陽”，中醫基礎理論中“陽”具有向外、向上的升發趨勢，可能導致機體臨床反應活動相對加劇，屬RA活動期范疇，所以3項指標具有高度的提示作用。同時，有些學者研究發現，各項指標在不同的中醫證候當中的差異無統計學意義，不能找出RA中醫證型與實驗室指標的對應關系。找出相應關系的學者，得出的結論也不盡相同?？赡苁怯捎诓煌瑢W者在研究上缺乏統一的實驗方法與實驗條件，樣本量、統計方法、中醫證型的劃分、地區自然環境差異等各項因素都可以導致最后研究結果的不同。這也提示研究人員，找出RA中醫證型與實驗室指標的對應關系，實現RA中醫證型的客觀化，是一項極其巨大的工程，需要研究人員不斷探索，多學科、多地域的聯合協作，制訂出統一的分型和實驗標準，來推動研究的進一步發展。
5 參考文獻
[1] 潘麗恩，馬驥良，李新民，等.隱性類風濕因子的測定和臨床意義的初步探討[J].中華風濕病學雜志，2004， 8（8）：485-487.
[2] 姜泉，蔣紅，曹煒，等.475例類風濕關節炎患者中醫臨床證候分析[J].中醫雜志，2007，48（3）：253-255.
[3] 謝麗萍，肖敬，史偉，等.廣西地區類風濕關節炎中醫證候分布的研究[J].時珍國醫國藥，2008，19（2）：380-381.
[4] 胡曉蕙，蔣連泓.活動期類風濕性關節炎患者天然免疫與中醫辨證的關系[J].天津中醫學院學報，2002，21（3）：20-22.
[5] 魯麗，吳洋，劉維超，等.類風濕關節炎相關指標及中醫證候分析[J].光明中醫，2012，27（2）：297-299.
[6] 劉雪芬，劉菊妍.類風濕性關節炎的漢方治療[J].國外醫學：中醫中藥分冊，1994，16（5）：4-5.
[7] 于秀明，劉明學，侯云峰，等.類風濕性關節炎中醫辨證分型與實驗室指標的研究[J].中華中醫藥學刊，2007，25（7）：1462-1464.
[8] 樂惠榮，梁昀，袁惠，等.類風濕關節炎中醫證型與抗環瓜氨酸肽抗體的相關研究[J].湖北中醫雜志，2008，30（10）：18-19.
[9] 黃李平，呂軍影，何源浩，等.類風濕性關節炎中醫證型與免疫指標變化關系探討[J].實用中西醫結合臨床，2002，2（3）：3-4.
[10] 胡祖光，洪介民，高敏，等.類風濕性關節炎四種證型與sIL-2R及其他指標關系的探討及消風痛的療效[J].中藥藥理與臨床，1997，13（5）：41-44.
[11] 方路，許東云，閻霞，等.昆明地區150例類風濕性關節炎中醫證候規律初探[J].云南中醫中藥雜志，2006，27（1）：31-32.
[12] 何羿婷，付麗媛，閻小萍，等.類風濕性關節炎中醫
證候分布規律的初步探討[J].中國中醫基礎醫學雜志，2004，10（1）：26-28.
[13] Saraux A，Berthelot JM，Devauchelle V，et a1.Value of antibodies to citrulline-containing peptides for diagnosing early rheumatoid arthritis[J]. Rheumatol，2003，30（12）：2535-2539.
[14] 李靜，柏干蘋，王勇，等.401例類風濕關節炎患者中醫證候要素分析[J].第三軍醫大學學報，2009，31（21）：2103-2105.
[15] 尹虹，于秀明.APF與TNF-α在類風濕性關節炎中醫辨證分型中的差異[J].中國免疫學雜志，2012，28（8）：717，727.
[16] 梁一琳，劉小玲.抗角蛋白抗體對RA的診斷意義[J].河南醫學，2005，1（16）：49.
[17] Girelli F，Foschi FG，Bedeschi E，et a1.Is Anti Cyclic citrullinated peptide a useful laboratory test for the diagnosis of rheumatoid arthritis [J].Allerg Immunol（Paris），2004，36（4）：127-130.
關鍵詞：宏觀經濟政策； 經濟增長；向量自回歸模型
改革開放以來，中國經濟持續增長。盡管出現了五次較大水平的經濟周期，但從整體上來說，我國經濟總量連上新臺階。1979-2012年，中國以每年9.8%的經濟增長率俯視全球，而在同一時期，世界平均經濟增長率僅為2.8%。2010年，我國國內生產總值（GDP）超過日本，一躍成為世界第二大經濟體，僅次于美國，這引起了成千上萬的中國人深思：到底是什么力量令中國的經濟實現質的飛躍，政府在這場經濟華麗轉變的舞臺上扮演者什么樣角色，政府的宏觀經濟政策到底對經濟增長起著怎么樣的作用？本文建立計量經濟學模型，考察改革開放以來宏觀經濟政策，即財政政策和貨幣政策對國內生產總值的影響。
一、變量的選取與數據的來源
本文研究的重點是財政政策和貨幣政策對GDP增長的作用分析，因此選用國內生產總值（GDP）作為衡量經濟增長的總量指標，以廣義貨幣供應量（M2）作為衡量貨幣政策的經濟指標，以政府的財政支出作為衡量財政政策的經濟指標。選取樣本期（1978年―2012年）的變量數據，所有變量取對數，數據均來源于中國統計年鑒。
二、單位根檢驗與協整關系檢驗
本文把國內生產總值，即GDP計為Y，把廣義貨幣供應量（M2）計為M，把財政支出計為F，價格指數計為P。通過ADF單位根檢驗可知，即LNGDP、LNF、LNM都是二階單整序列。同時采用Johamson（1988）提出的協整檢驗方法來檢驗這3個時間序列是否存在長期協整關系。在運用Johamson協整檢驗方法時，本文運用了包括截距和有趨勢的加以限制的模型， Johamson協整似然比（LR）檢驗法顯示LNY、LNM、LNF存在長期的協整關系。
三、VAR模型（Vector Atuo-Regression Model）
本文采用VAR模型進行研究，分析財政政策與貨幣政策對GDP增長的作用關系，采用LNGDP、LNF、LNM這三個變量作為VAR系統模型。根據AIC和SC最小值的原則，選取VAR模型的最優滯后階數為2。VAR模型的所有特征根的倒數都小于1，即都在單位圓內，說明此模型是穩定的。脈沖響應和方差分解圖如下。
脈沖響應和方差分解圖
圖的上半部分從左到右分別是GDP的變化量對GDP自身的變化，貨幣供應量的增減，財政支出的增減的脈沖響應。下半部分從左到右分別是GDP自身的增減，貨幣供應量的增減，財政支出的增減對GDP的變化的貢獻度。從圖中可以很明顯地看出，GDP增加一個標準誤差，會使第二年的GDP增加0.05，并達到最大，而后趨于下降趨勢，而在第二年內，貨幣供應量則會增加0.02，財政支出會增加0.008，二者分別在第三年，第五年達到最大。同樣，在方差分解的圖中，第二年的GDP增加0.05，GDP做了85%的貢獻，貨幣供應量做了17%的貢獻，財政支出做了3%的貢獻。從上述的兩幅圖中，可以看出，短期內財政政策和貨幣政策對GDP的增長都有一定的促進作用，且貨幣政策對GDP的增長作用比較明顯。
四、VECM模型（Vector Error Correct Models）
采用向量誤差修正模型來研究關于貨幣供應量M、財政支出F和經濟增長之間的關系。向量誤差修正模型一階差分項的使用不僅消除了變量之間可能存在的趨勢因素，避免了偽回歸的出現，也消除了模型有可能出現多重共線性問題。為了研究分析關于財政支出（F）、貨幣供應量（M）對國內生產總值（GDP）的影響，把第一個模型獨立出來：
D（LNY）=-0.159640397176*CointEq1+ 0.0519867932071*D（LNY（-1）） + 0.0618339643823*D（LNY（-2）） + 0.365183809368*D（LNM（-1）） + 0.0384847038705*D（LNM（-2）） + 0.120542902673*D（LNF（-1）） - 0.209792665299*D（LNF（-2）） + 0.038698324352其中，CointEq1=LNY（-1） - 0.588224926437*LNM（-1） - 0.301681548449*LNF（-1） - 1.07214719594 。
從上面的方程中可以看出，廣義貨幣供應量（M）、財政支出（F）和國內生產總值（Y）之間不但存在著長期均衡關系，而且在短期內，誤差修正項的系數為- 0.159，表明誤差修正項對GDP的一階差分值具有明顯的負作用，而財政支出的一階滯后項的系數為0.120，由于數值較小，這表明財政政策對GDP的增長作用并不是很顯著，而貨幣供應量的一階滯后項的系數為0.365，大于財政支出的一階滯后項系數，這表明了貨幣政策對GDP的增長作用較明顯。從估算的長期均衡關系看，政府支出和廣義貨幣供應量對GDP具有正影響。從上述分析中，可以很明確地得出如下結論：與財政政策相比，貨幣政策對經濟增長的作用更明顯，更能推動GDP的顯著增長。為什么改革開放以來貨幣政策對經濟增長的有效性更加明顯呢？隨著改革開放，特別是社會主義市場經濟體制的初步建立和政府職能的轉變，我國財政和金融的基本格局從“大財政，小金融”向“大金融，小財政”轉變，政府在經濟轉型期間更加注重金融貨幣市場對經濟發展的作用，這表明了金融貨幣的增長在我國經濟發展中的地位日漸顯著。據資料記載，平均來說每增加1個百分點的貨幣供應量，就會使GDP增長0.4個百分點，這說明了金融市場在國民經濟的舞臺上發揮著舉足輕重的作用。
五、結論
從上述的兩個計量經濟學模型，即向量自回歸模型和向量誤差修正模型，并對此進行實證分析，本文得出了改革開放以來（1978年至2012年）宏觀經濟政策對經濟的增長具有明顯推動作用的結論，說明了政府所制定的宏觀經濟政策對國民經濟具有重要影響力。從作用力大小來看，貨幣政策在短期和長期內對經濟增長的作用較財政政策來說更顯著些，由此中國政府更注重貨幣政策對經濟的拉動作用。
參考文獻：
關鍵詞：腫瘤患者；PICC；異常拔管；并發癥
外周靜脈置入中心靜脈導管（Peripherally Inserted Central Catheter，PICC）是指經外周靜脈將導管插入中心靜脈，并將導管送至上腔靜脈，供給機體藥液和營養的技術[1]。惡性腫瘤患者需要長期的化療，PICC可以減少反復穿刺帶來的痛苦，同時可以避免化療藥物對周圍靜脈的刺激和損傷。本文就惡性腫瘤患者PICC異常拔管的相關因素、預防及對策進行分析探討，現報告如下。
1資料與方法
1.1一般資料 選擇2012年1月～2015年1月我院腫瘤放化科收治的腫瘤PICC置管患者145例，其中男85例，女60例，年齡45～75歲，平均年齡（56±7.5）歲。發生異常拔管22例，占置管總例數的15.17%（22/145）。異常拔管病種分布：肺癌10例，肝癌4例，乳腺癌4例，食管癌3例，胃癌1例。PICC導管保留時間7～60 d，平均（55±6.5）d。
1.2方法
1.2.1導管相關材料采用4FrPICC穿刺包，導管末端連接肝素帽或可來福接頭，穿刺點10 cm×12 cm的無菌透明貼膜覆蓋固定導管，其他用物包括：無菌手套、棉簽及消毒液等。
1.2.2穿刺部位穿刺血管中貴要靜脈15例 其中左側5例，右側10例；頭靜脈5例，肘正中2例。
1.2.3拔管指標 正常拔管，包括患者預定的治療結束后拔出導管，或者患者死亡而拔除兩種情況。異常拔管，由于出現并發癥或一些人為因素而導致的拔管。
2結果
2.1置管與拔管情況 145例腫瘤PICC置管患中，50例仍在使用，73例治療結束時正常拔管，留置時間21～315 d，平均留置時間（97±36.5）d。22例異常拔管，留置時間7～60 d，平均（55±6.5）d，占留置總例數的15.17%。
2.2異常拔管原因 22例異常拔管的原因依次為導管相關性感染8例（36.36%），導管堵塞6例（27.27%），肢體腫脹4例（18.18%），穿刺點滲液2例（9.09%），導管異位1例（4.54%），導管滑出1例（4.54%）。
3討論
3.1導管相關性感染原因 PICC導管相關的感染主要有三種類型：局部感染、隧道感染和導管相關的血流感染（CR-BSR）。局部感染是指導管入口處紅腫、硬結、流膿，范圍在2 cm之內，本組4例發生局部感染，3例發生血流感染，1例發生隧道感染；CR-BSR定義的標準是有全身感染癥狀，無其他明顯感染來源。患者皮膚菌群遷移、患者敷料浸濕后未及時換藥及導管種類、穿刺部位、患者體質及疾病等有關或來自患者其他部位的感染等[2]。
3.2預防及護理對策 ①加強無菌觀念，提高無菌操作水平，嚴格按無菌原則進行PICC導管的穿刺及護理；②盡量選擇材質柔韌的硅膠管，減少導管對穿刺處周圍皮膚的摩擦刺激；③盡量選擇在肘窩上進行穿刺，以減少患者特別是躁動患者劇烈肢體運動導致導管頻繁進出穿刺點而對周圍皮膚的摩擦和細菌進入血管。④選擇合適的消毒劑及皮膚消毒方法。采用合適的敷料覆蓋導管部位，可選用火棉膠敷料，其可釋放銀離子抑制細菌生長[3]。
3.3導管堵塞
3.3.1原因分析 導管堵塞是發生率較高的問題之一，本組發生導管堵塞6例（27.27%），居異常拔管的第二位。中老年腫瘤患者血液黏稠度較高，血液呈高凝狀態，而頻繁的咳嗽使胸腔內壓增高，血液反流至導管腔內，造成堵管；另外還可能與藥物沉積、血液返流、導管打折等因素有關。
3.3.2預防及護理 ①導管堵塞后首先檢查外部因素和患者，導管扭曲打折時，一般阻塞部位在導管的體外段，經仔細檢查便可發現，解除扭曲和打折即可解除阻塞。②使用美國巴德公司生產的三向瓣膜式PICC導管，具有防止血液逆流的功能，臨床使用受到一定限制。③使用可來福2000型輸液接頭正壓封管是防止某些藥物殘留在管腔，造成中心靜脈導管內阻塞的必要措施之一。④特殊藥品如高營養液、甘露醇、血液制品等，因其分子量大，粘稠性高，故容易粘附在導管腔內導致堵塞，輸液完畢后，應用生理鹽水沖管，減少有形成份的附著，可預防堵管。
3.4肢體腫脹的相關因素本研究當中4例患者出現了肢體腫脹感覺，2例為靜脈血栓形成，1例為異位，1例為其他原因。
3.4.1靜脈血栓形成是PICC置管后最危險的并發癥，有臨床癥狀者發生率在1%～4%?？赡艿脑蛴校孩傺軗p傷被認為是導管相關性血栓形成的始動因素，穿刺置管時或導管尖端的錯位均可引發血管內膜的損傷。
3.4.2預防及護理 懷疑有血栓存在，行血管彩超確診，并根據血栓阻塞程度、靜脈受累情況、癥狀嚴重程度等來根據醫囑作具體的處理。若程度較輕，可先保守處理：重建靜脈通路，用生理鹽水250 ml+尿激酶50萬U持續緩慢滴注14～16 h融栓治療，這期間患者應避免使用置管側的手臂并保留PICC導管直到靜脈描記圖顯示血栓已完全溶解方可使用。若血栓程度嚴重應給予抗血栓治療。
3.5穿刺點滲液
3.5.1原因分析穿刺滲液為2例，原因是導管頭端未到達規定位置，被不明原因的靜脈夾層或腫瘤壓迫，導致纖維蛋白鞘包裹，藥物從阻力最低點流出。
3.5.2對策 ①穿刺前正確評估患者，根據血小板計數及凝血功能來決定是否置管。②置管后及時進行局部按壓，保證按壓30 min以上，并囑患者穿刺側肢體勿頻繁活動。③穿刺點可放置小塊紗布吸收滲血并及時更換。④如滲液考慮纖維蛋白鞘包裹，可采用導管堵塞處理方法，用尿激酶作為溶栓劑處理。
3.6導管漂移或脫出 ①原因：主要是由于患者肢體頻繁活動、導管固定不牢、更換貼膜時手法不正確。②預防：指導患者休息與活動，穿刺側肢體勿頻繁活動，妥善固定導管。定期檢查導管，記錄好外留導管的位置與長度，發現異常情況及時采取措施。更換貼膜時手法輕穩、正確，順著導管方向從下往上揭去貼膜，以免將導管拔出。
PICC為長期靜脈輸液的腫瘤患者提供了一條安全高效的治療途徑，它具有許多優點，但也存在一些并發癥。我們在使用過程中應密切觀察，及時有效的發現和處理相應的并發癥，認真加以維護，使PICC置管發揮最大的價值。
參考文獻：
[1]趙麗琴.腫瘤化療患者PICC置管常見并發癥護理體會[J].實用醫技雜志，2008，15（21）：2830.
