数据分析方向范文

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第1篇

关键词：大数据 统计专业 核心

中图分类号：G632 文献标识码：A 文章编号：1674-2117（2014）10-0008-02

1 大数据的统计涵义

通常来说，凡是数据量超过一定大小，导致常规软件无法在一个可接受的时间范围内完成对其进行抓取、管理和处理工作的数据即可称为大数据。业界通常用4个V（即Volume、Variety、Value、Velocity）来概括大数据的特征：数据体量巨大、数据类型繁多、价值密度低、处理速度快。

大数据潮流让我们获得了海量的数据，数据已经成为相关行业创造价值的重要资源。因此，许多IT企业和互联网企业都已将业务范围延伸至大数据产业，探索大数据驱动的业务模式。2012年，美国政府投资2亿美元启动的“大数据研究和发展计划”，更是将大数据的研究上升到国家战略层面。然而，大数据的真正意义不在于数据量的巨大，而在于对数据信息进行专业化的处理，核心是对数据进行分析。面对大数据，越来越多的领域都开始运用数学特别是统计学的工具，挖掘大数据中真正蕴藏的价值。正如西内启在《看穿一切数字的统计学》书中所指出的，“从数据中得出有意义的结果，关键在于控制和减少误差，得出因果关系，单纯收集数据并加以全部量化分析在很多情况下会得出谬误结果，”而科学的统计学方法是得出因果关系的最佳方法。

从统计学角度看，一方面，大数据具有类型繁多、结构复杂、体量巨大等特点，海量数据以分布式方式进行存储，特别是图片、音频、视频等非结构化数据的广泛存在，传统的统计方法和统计分析工具已无法满足大数据分析的需要，亟需统计方法的革新。另一方面，数据分析结果需要用生动、直观、容易被接受的方式展示给读者，可视化分析能够直观地呈现大数据的特点，阐释数据与数据之间的联系。因此，统计学要挺立大数据潮头，创新统计分析工具、可视化分析方法，以大数据的挖掘和应用为核心，将传统文本、图像的统计、分析向数据分析转变，以适应大数据时代的发展及其对统计学带来的挑战。

2 大数据时代统计学教育面临的挑战与应对

据互联网数据中心（Internet Data Center）预测，中国大数据技术与服务市场将会从2011年的7760万美元快速增长到2016年的6.16亿美元，而据业界专家估算，中国大数据市场的人才需求量至少为100万人，其中统计人才、技术更是捉襟见肘。传统数据收集和分析技术的知识结构已不能满足大数据时代对“数据科学家”的要求，多家企业在面对大数据发展时遭遇人才瓶颈。大数据相关人才供给不足将会成为影响大数据市场发展的一个重要因素。

当前，全世界范围内已有数百个高校开设了大数据分析专业。卡内基梅隆大学和新泽西州立大学在培养目标和课程设置上项目设置偏重于计算机方向。课程设置偏重统计学与运筹学（包括决策科学）的典型学校有田纳西大学和约克大学。2013年，北京航空航天大学与慧科教育合作开办了国内首个“大数据技术与应用”软件工程硕士项目研究生班，这是目前国内唯一一个培养大数据行业专业型人才的项目，但其培养目标、知识体系是面向计算机领域，而立足统计学基础的大数据分析人才培养项目，在国内可谓是凤毛麟角。

知者随事而制。高等院校统计学专业要通过有效利用和整合人才培养资源，承担大学人才培养的责任，驾驭大数据的浪潮，占领大数据发展人才培养的制高点，体现高等院校向社会、企业提供智力支撑，输送企业亟需的复合型、实用性大数据分析人才的载体作用，确保产业科学、持续、高速的发展。一是教育资源的整合，走在前列的首都经济贸易大学、北京大学、中国人民大学、中国科学院大学、中央财经大学五所应用统计专业硕士培养单位在北京成立了“中国大数据教育协同创新体”，在高校之间实现学科融合、优势互补、强强联合，通过共享优质资源平台、共同建立课程体系、共同建设案例资源库、联合搭建实践实训平台等多种形式，创新人才培养体制机制。二是高等院校教育资源与业界资源的整合，通过与国有超大型企业、互联网翘楚的协同培养，立足应用统计专业硕士教育，建立人才培养基地，进行协同创新，探索构建应用统计（大数据分析）专业硕士人才协同培养模式。以缓解当前大数据人才供需矛盾为目的，建立“校校协同、校企协同、院系协同”的大数据分析方向人才协同培养模式，最终实现协同培养“数据科学家”的目标。[5]

3 面向大数据分析方向的应用统计专业硕士培养模式的构建

本研究认为，可以将大数据分析及相关的案例教学模式融入应用统计专业硕士学位研究生的培养过程，进而打破统计学传统的以阐述统计理论、公式推导、数学计算为主的教学模式。以情境浸润为基础，为学生呈现统计学在大数据领域应用为核心的教学模式，可以培养学生对大数据的挖掘、整合、分析价值的能力，以期更好、更快地适应企业对数据分析师、数据科学家的需求。

3.1 科学构建课程体系，突出大数据分析特点

大数据具有强烈的行业特点，在充分借鉴国外大学成功经验的基础上，大数据分析专业硕士的课程设置，强化数据分析能力和数据挖掘能力，注重上述技术在金融等领域的应用。必修课在讲授统计基础理论（描述、多元、时序、空间、可视化等）课程的基础上，为增强学生的大规模分布式计算技能，引入主流的大数据计算平台，如Hadoop分布式平台、MapReduce并行编程算法。与此同时，为提高学生动手能力，构建数据模型思维，开设《大数据分析案例》等多门课程。选修课方面，考虑到学生二次开发的需要，设置大数据开发基础课程，如C++、Java等。为突出应用统计专业硕士侧重应用的特点，开设面向数据的编程语言，如R、SAS、Python等课程。这些课程模块的设置并非体现某一学科知识的纵深发展，而是将相关学科的知识融合，有利于突出大数据分析的特点。

3.2 创新教学培养模式，注重培用结合

以“编组”方式开展教学活动。授课教师和学生均采用团队编组模式，多名教师协同工作，共同完成一门课程的授课任务。打破原有学科思维、教材的束缚。采用导师指导与集体培养相结合的方式。教师不可照搬旧有的教学大纲、课程内容，要学习和熟悉大数据相关知识体系与技术新进展，充分结合大数据分析需求和实际案例，使课程内容紧贴实际需求，注重培养学生对模型的理解，对数据的想象力，真正实现学以致用、培用结合。

采取“订制化”培养模式，突出培养与应用相结合的特点，力争做到人、岗的高度匹配。“订制化”培养模式打破了目前应用统计专业硕士统一培养、与市场需求脱节的模式壁垒，教学实践以市场需求为导向，依照企业的岗位标准、用人要求，强调以岗位需求制定培养方案，更好地满足用人单位对大数据分析人才的需求。

3.3 开展校企协同培养，构建问题导向、项目牵引的实践教学模式

根据国务院学位委员会的规定，应用统计学专业硕士学位研究生教育的目的是培养具有良好的统计学背景，系统掌握数据采集、处理、分析和开发的知识与技能，具备熟练应用计算机处理和分析数据的能力，能够并适应行业或职业实际工作需要的应用型高层次人才。因此，要摒弃普遍存在的重理论轻实践、重知识轻技能的教学方式。

协同创新培养在实践教学中建立了以问题为导向，以项目为牵引的运作机制，强调实践教学内容的呈现方式要面向企业需求，让学生参与到企业的项目运行过程中，引导学生建立业务建模能力，培养学生的数据资源整合能力，激发学生参与项目的积极性和自觉性。学生不拘泥于学校的实验实训基地和各类实验室，在第二学年中安排一定时间走出校门，进入到企业的实际环境中，参与企业的项目组织、实施过程，在实践过程中提升自我认知能力，在实践过程应用知识和理论研究实际问题的能力，培养和锻炼数据资源整合能力、沟通协调能力、IT支撑能力、业务建模能力，真正实现面向能力培养的目的。指导教师方面，在案例教学和实习阶段引进业务素质高、项目经验丰富、对大数据发展有敏锐洞察力的企业高级数据分析人员，指导学生在实习实践中提出问题、建立模型、解决问题的能力。

4 结语

应用统计（大数据分析）专业硕士人才协同培养模式，是一项可持续发展的应用统计专业硕士人才培养的新模式，是专业硕士教学实践的创新举措，也是在全国率先建立起来的立足统计学，在大数据分析人才层面建立的校校协同、校企系统办学体。体现了面向能力培养、面向社会需求培养、面向人才价值培养的“三个面向”的培养目标，着重培养学生分析数据、处理数据、展示数据的能力，对于培养“高层次、实用性、复合型、国际化”大数据分析人才意义重大，同时也是顺应大数据技术革命的浪潮，必将对大数据等新兴技术产业的发展注入活力。

（首都经济贸易大学，北京 100070）

参考文献：

[1]刘军.Hodoop大数据处理[M].人民邮电出版社，2013.

[2]大数据的四个典型特征[N].中国电子报、电子信息产业网，2012（12）.

[3]CCF大数据专家委员会.2014年大数据发展趋势预测[J].中国计算机学会通讯，2014（1）：32-36.

第2篇

［关键词］新媒体营销;企业转型升级;市场营销模式

1引言

新媒体营销是随着互联网技术不断发展而衍生的重要产物，它是以移动平台为载体，以信息技术为桥梁而实现的企业网络市场竞争的过程。这种模式的出现意味着企业与现代科学技术的接轨，是企业智能化数据化发展的鲜明体现。企业在新媒体平台和技术的指导下，能够依靠各类先进技术，转变自身的发展方式。其中最为突出的应用便在于企业对数据分析的引进。

2分析数据，确立市场受众群体

企业要想在众多新媒体平台营销中脱颖而出，就必须掌握符合自身市场定位的消费群体，要让自身生产的产品能够有广泛的接受度，要取得属于自身独有的市场信任感和公信力。这也就意味着企业要主动出击，积极地吸引消费者群体的关注和重视。如果一个企业发展自身新媒体营销的方法，仅仅是通过水军或者是买来的粉丝，或者是通过转发抽奖等，那么这个企业只会在短时间内取得一定的爆发式关注，无法取得长远的市场利益，也没有办法真正的给消费者留下深刻的印象，自然也不能根据消费者的喜好和兴趣制订出针对性的市场营销方案。这就需要企业通过数据分析的方法来明确自身的受众群体。［1］首先，企业要用数据分析的方法，对自身已有的市场发展基础进行系统的分析和总结，整理出自身的市场定位和发展特点，包括品牌形象、竞争优势、产品性质等。在此基础上，大致地规划消费者的群体范围，制订相应的宣传方案和宣传规划，同时也要注意把握时间的限制，要尽可能地寻求时间和效益之间的平衡。在这一过程中，企业要按照消费者的点击喜好和频率，来制定有针对性的宣传模式，这样可以更为有效地吸引消费者的关注。其次，企业要重视用户之间的传播和转发，企业要在吸引一批粉丝的基础上适当地进行转发和抽奖活动，扩大自身的市场影响力。最后，企业也要在这一过程中精确自身的市场定位，要动态地观察宣传的成果和绩效，要寻找大众的认同感。这便要求企业要借助数据分析和检索的平台，搜索与自身宣传相关的信息确立关键词和重点语句，并分析大众对于自身的评价和看法，更好地改进营销中存在的缺陷和不足。同时要在此基础上，让自身的宣传内容更加量化和准确，更好地提升在用户之间的口碑。

3分析数据，确立市场营销载体

根据上文所述，企业在新媒体营销中所进行的宣传是离不开固定的平台和载体的，移动平台是企业信息和展现自身形象的基础与保障。因此，企业要十分重视自身新媒体营销工具的选择，要运用数据分析的方法精准地统筹和管理市场营销的信息，推动网络营销能够适应自身发展的特点和规律。同时，数据分析方法还可以把企业自身经营的特点与不同的新媒体平台进行融合，对比其结合后的实际效益和成果，同时也可以与事先的市场规划设计相比较，在此基础上选择最为合适的企业新媒体营销载体。［2］之所以运用数据分析的方法来选择企业新媒体营销载体，是因为现阶段网络企业的发展形式多种多样，不同的企业也有自身不同的市场定位和产品特点，彼此之间相互独立，但是也紧密联系。这也就意味着，各类企业在共同运用新媒体网络平台这一方法进行市场营销的同时，也要根据自身的发展特点来选择适合自己的宣传载体和工具，只有这样才可以促进宣传内容的有效传播。当下企业利用新媒体进行宣传的主要形式包括纪录片、文字和图像等，也可以是多种表现形式的结合。尽管在宣传方式上具有多样性，但是否能真正的起到吸引用户的作用还需要依靠用户的主观能动性。这就要求企业在选择好自身营销载体的基础上，利用后台运行接收数据信息的方法，分析用户点击频率最多的板块和内容，总结出现阶段自身市场发展应当跟随的主流趋势，以及分析当下营销平台运行的成果。例如当下的微博小程序，就是企业依靠文字推送或者视频的方式，与用户建立线上的交流和沟通，在此基础上根据用户的点击频率来制订出更有针对性的市场营销方案。

4分析数据，确立信息展示模式

现阶段，有许多企业建立了自身运营的自媒体平台，有相当一部分是需要用户下载相应的软件，并注册账号才可以获得相关的信息。用户在注册之后，便可以通过在移动端登录的方法来完成后续操作。［3］但也正是因为这种登录方法的存在，用户会获得比其他平台更多的市场信息。这就在一定程度上激发了用户的厌烦心理，有相当一部分用户会由于时间的限制，直接略过企业所的信息。同时，也有一部分企业将自身的信息运用网页链接或者是二维码的方式展现出来，用户必须要在登录网站的基础上再一次点开网页链接，这就会让用户觉得浏览信息是一件非常烦琐的事情。因此，企业要重视自身信息展现形式的转变，企业要尽可能地选择简洁明了的形式突出自身信息的重点，要让用户可以看到自身营销的优势和特点。企业可以用数据分析的方法，统计出用户容易接受的信息展现形式，并按照类别进行划分。当下，用户容易接纳的是企业图文并茂的信息展现形式，可以是图片和文字链接的结合，也可以是视频和文字链接的结合，或者是将链接安置在图片上。企业就可以根据用户的喜好，将自身内容展现的形式进行改革和优化，例如企业可以将市场经营的方向和产品的性能，利用形象化的图片展示出来。让用户可以一眼就看到自身的品牌特色，提高自身的吸引力。在这一过程中企业要意识到信息真实准确表达的重要性，企业可以在原有的基础上进行适当地渲染和润色，但是不能虚假信息，不能夸大其词，不能让用户接受错误且夸张的市场营销数据。

5分析数据，确定市场发展价值

企业运用数据分析的重点不仅是要打造更为针对性的市场营销方案，更是要在数据信息的分析过程中审视自身的市场经营价值，分析自身的发展建设前景，评估现阶段自身方案的质量和效益，并以此来为未来的长远发展打下坚定的基础。因此企业要用数据分析的方法，对自身新媒体运营平台进行阶段性和周期性的监督，分析现阶段自身在市场竞争中的地位。［4］监督的内容主要包括平台粉丝的浏览量和点击率、粉丝的转发量、粉丝总量的增减、除粉丝之外的市场其他用户点击率，以及现阶段市场营销的经济利润和收益等。这样就可以在很大程度上帮助企业确定自身营销平台选择的正确性，分析自身市场发展定位的准确性。

第3篇

为了进一步了解馆藏图书的利用情况，现从社科类、自科类及综合类的角度对2008年—2012年5年数据进行结构划分，其中社科类包含《中图法（第四版）》中的A-K类，自科类包含N-X类，综合类指Z类。综合类每年的购置量很少，此次在表2中体现，仅供参考，重点将社科与自科类图书进行分析。从馆藏册数方面，由表2的数据统计得知自科类图书占据主导地位，分别占到55%，54.5%，56%，54.5%，56.2%，这与图书馆每年制定的自科社科6:4的图书入藏比例基本相符，也表明了图书馆的馆藏结构符合学校以工为主的办学特色。流通比例是指图书的借阅量与总的借阅量的比例，可以从很多方面进行划分，时间段内读者对各类图书的整体需求比例，从类别结构划分流通比例就可以客观的反映出来。由表2的数据统计得知，2008年—2012年，社科类的流通比例每年都高于自科类，分别占到了56%，58%，60%，57%，66%。

入藏比例与流通比例的分析比对

取自科与社科的入藏比例和流通比例的差值Z，以数值0为分界点，分为正负两个区间，如果Z值落在同区间内，则表示馆藏图书与读者需求在整体上保持一致，反之，若Z值落在不同的区间，则表示馆藏图书与读者需求存在矛盾。计算公式Z=X-YX：入藏比例Y：流通比例如图1所示，图书馆5年内的Z值均分布于两个不同的区间，从而说明，入藏的图书与读者的需求存在出入，没有达到一致。那么，为了使图书更好的被利用，是应该继续按照图书馆原有的采购比例继续采购，还是要改变采购方向迎合读者的需求，就要进一步的了解利用率较高的几大类图书。

文献的利用率衰减对文献采购的影响

1图书利用率的分类排名

通过统计，借阅率排名前10位的有文学（I）、哲学（B）、艺术（J）、语言、文字（H）、社科总论（C）、历史、地理（K）、经济（F）、工业技术（T）、政治法律（D）、数理科学和化学（O）。以2008年入藏的中文图书作为统计对象，以2008年—2012年5年作为5个借阅时间段，前10位的借阅率统计结果如表3。表3的统计结果清晰表明，在每年的借阅率排名前10类中，社科类占到了80%，而自科类只占到了20%，社科类中文学（I）的借阅率更是高居榜首，文学类图书受到读者的欢迎，在其他各个高校中的借阅率排名亦是居高不下。社科类更是占据了借阅率排行的前6位。自科类排名中T大类遥遥领先，这是由于工业技术本身就涵盖了TB、TD、TM等众多类别，受众面较为广泛，但与社科类的图书利用率进行比较，自科类的图书利用率还是有一定的差距。一个图书情报机构是为某一个或几个专业研究、教育培训服务，还是为一般参考咨询或娱乐欣赏服务，这是设计藏书结构的基本出发点和目标[2]。西安理工大学属于理工院校，以工为主亦应该在图书馆馆藏结构中得以体现。

2文献利用率的衰减分析

文献可看作是一种信息，信息有其时效性，文献的价值也会随着时间的流逝而逐渐降低（特种文献除外）[3]，图书的利用率也符合这种规律逐年衰减。这一点可从表3的各类图书的年利用率中清晰看到。文学（I）从91.19%降至47.70%，其它各类图书都有不同程度的降低。如果用U来表示图书利用率的衰减程度，那么U就应该等于同样的入藏图书大类在不同时间段内的借阅率之差。U的值越大，说明该类图书利用率的衰减程度大，利用价值损耗大，反之，说明该类图书的利用价值时间长，采购图书时应加以考虑。2008年入藏的图书，在2008年的借阅率与2012年的借阅率之差结果如图2所示。其中U值较小的为T类与O类，I类排在第4位。自科类的图书利用率虽然较低，但是，随着时间的推移，自科类的图书利用率衰减值小，所以利用价值可持续的周期比较长，可供读者的参考价值也较高。社科类的图书借阅率较高，但是时效性低，而且衰减值高，图2中显示，J类，H类，C类，F类的借阅率之差相当，而且数值较高，I类图书借阅率最高，但是属于非专业图书，应控制采购比例。2008年入藏的图书，5年之后，2012年的利用率排名前3位的分别为文学（I）47.70%、哲学（B）47.62%、工业技术（T）40.90%。T与O大类的借阅率排名分别从第8位与第10位上升为第3位与第6位。这说明自科类的图书保值期比社科类图书时间长，例如2008年购置的自科类《电子线路CADProtel99SE》一书，在2008年流通量为6次，2012年仍然流通量4次，而社科类《经济学的分析方法》一书，2008年的流通量为11次，在2012年就只流通了1次。

第4篇

1.1 索引对象的概念

数据库对象是一种逻辑结构的集合，索引是供用户快速查找到记录的数据库结构，在逻辑上和物理上都独立于表的数据。索引可以在表内创建一个或多个列的组合，当建立索引以后表中数据会按照索引创建语句所定义的排序方式返回给用户。索引有多种类型，除了标准索引外，还包括唯一索引、位图索引、组合索引、基于函数的索引、反向键索引等。

建立索引能够提高 SQL 语句执行的性能，减少磁盘I/O。无索引查询，通常是全表搜索后才会得到结果，全表搜索会让数据库服务程序遍历表中的所有记录然后返回结果；而建立索引后查询，可以让数据库服务程序快速地定位到表中的确定行。当表被删除时所有与表相关的索引也将被删除。

索引可以被创建、重建和删除，索引建立语句：CREATE INDEX item_index ON itemfile （itemcode） TABLESPACE index_tbs；索引重建语句：ALTER INDEX item_index REBUILD；索引删除语句：DROP INDEX item_index。

创建索引是为了提升数据库查询性能，在使用索引时需要注意以下情况：

1） 对于小表来说，使用索引对于性能不会有任何提高；

2） 当索引列中有极多的不同的数据和空值时索引会使性能有极大的提高；

3） 经常执行更新、修改操作的字段需要谨慎创建索引，因为更新索引的开销会降低创建索引所期望获得的性能；

4） 不要将索引与表存储在同一个驱动器上，分开存储会去掉访问的冲突从而使结果返回得更快。

1.2 索引对象优化方法

在业务系统中针对索引对象的优化，主要包括三种方式：一是重建过高的索引层次；二是清除无效的索引；三是对索引碎片的清理。

2.2 风险防范措施

针对数据库对象的优化，总体应该遵循如下的风险防范原则：

1） 确保数据库备份完整可用；

2） 所有操作和检查环节都使用事前完成并预演通过的脚本，避免临时修改脚本；

3） 每部分完成，通过检查确认无误，再进行其它部分，避免互相干扰；

4） 专家现场支持，及时处理突发问题。

在遵循上述原则的基础之上，对索引对象的优化需要注意以下风险：

1） 监测时间不够，在一个监测周期内未操作过表，监测过后又用到了这个表，需要索引，但此时此索引已被列为被优化的对象；

2） 监控过后，需要取消在用索引的监控；

3） 监控时如果rebuild index ，会取消监控，同时索引标记为已使用，这种情况下会影响监控效果；

4） 监控时如果在做统计分析时涉及到此索引，索引也会标记为已使用，同样影响监控效果。

为避免上述风险发生，通常采用的措施是在监控期间停止database、schema、table、index等级别的索引收集，避免影响监控效果。

2.3 优化效果分析

数据库级别的性能数据主要是以下关键指标：响应时间、CPU时间、等待时间、物理读，这些指标可以看出目前平均每事务的反应速度、每事务需要消耗的CPU与IO量。为了得到优化的效果，还需要保证进行数据对比的时间内，数据库的负载基本相同。数据库的负载指标一般以执行的事务数、Redo size等指标来表示。表1是某业务系统的这些指标在索引对象优化前后的对比数据。

通过索引对象的优化，可以从对比表中明显看出性能得到了大幅提升，影响较大的数据库操作瓶颈主要集中在大表的查询操作、关联表的更新操作、大业务数据的统计分析操作等，在优化后其操作响应时间已经能够满足用户的业务需求。这些数据对比符合数据库索引优化方案的预期成效，也说明索引对象对数据库性能的重要影响。

3 总结

企业的业务系统经过长期的运作，积累了大量的业务数据，同时随着业务增长、流程优化、人员变动等因素，会造成系统性能瓶颈。此时，需要运维和管理人员根据实际需求，按照系统优化原则，制定详细、多番论证的优化方案，对系统实施优化，这样才能满足用户不断变化、业务不断增长的需求。该文通过详述数据库索引对象的优化方法、应用案例，阐述了索引对象对系统性能影响的范围和程度，并就优化方案给出了应遵循的原则和风险防范措施。在性能优化中，针对数据库性能瓶颈，索引对象优化只是其中最常见的一种方案，具体优化还需要根据对系统长时间监测情况的分析，做出正确选择。

参考文献：

[1] 罗海滨，范玉顺，吴澄.工作流技术综述[J].北京；软件学报，2000，11 （7）.

[2] 盖国强.深入浅出Oracle数据库——DBA入门、进阶与诊断案例[M].北京：人民邮电出版社，2006.

第5篇

关键词：隧道探测；数据处理；EH4电磁成像

EH4电磁成像系统数据处理技术在实际应用中普遍存在处理流程封闭、局限性大以及去噪手段单一等方面的问题。同时，在数据处理过程中一定程度上会受到噪声以及干扰等方面因素的影响，降低数据分析结果的可信度。虽然可以采用延长观测时间、提高发射功率以及增加叠加次数等手段对干扰进行控制，然而在强干扰噪声的控制方面还缺乏深入的研究，本文对以上方面的问题提出相关的解决建议。

一、EH4电磁成像系统概述

（一）大地电磁测深基本理论

由于不同地质条件下的电性存在明显的差异，可以采用对平次电磁场的响应差异来对地下电阻率进行计算，对地下地质情况进行推演。所涉及到的声源包含人工场源与天然场源两种。

大地电磁测深工作在操作理论上以平面电磁波为基础。由于变化的磁场与变化的电场无法单独存在，二者之间有着十分密切的联系，变化磁场与自由电荷能够激发出电场，变化的电场与稳定的电流也能够产生相应的磁场，在某一特定的空间中，变化的磁场能够激发出涡旋电场，同时涡旋磁场也能够在变化电场的作用下被激发出来。

高频大地电磁法的荼频率范围为101～105Hz，该状态下相比于传导电流来说，导电介质中的电流非常小，因此，导电介质中所存在的电流可以忽略不计。经实验研究发现，EH4电磁成像技术所涉及到的个线极化波包含TE波与IM波两种。其中TM波指是与电磁波传播方面相同的电场分量，该分量方面垂直于电磁波方面。TE波指的是与电磁波传播方面相同的磁场分量，该分量垂直于电磁波方向。通常情况下我们将这两种波称为E偏振波与H偏振波。

（二） EH4电磁成像系统

EH4电磁成像系统是一种高分辨率、便携式的混合源电磁法仪器，能够对两种场源数据进行高精确度的采集。在高频模式中，以天然场信号不强的条件下，可以用人工场源来代替天然场信号。在具体的操作过程中，可以交错使用高低频磁挥拳来探测不同深度的地质体。

（三） EH4数据处理

1. FFT时频转换

EH4数据处理工作的第一步就是时频转换，通过该技术能够将Y文件调整为频率域文件。时间序列中含有大量的组数据，每组由Hx（t）、Ey（t）、Hy（t）与Ex（t）四部分数据所构成，数据组在类型上包含三种，不同种类所处理的数据类型各不相同。

由于大地电磁信号在采集时间上没有任何的限制，需要进行加窗理，避免出现截断效应。再完成离散FFT变换操作后，能够获取2048个离散频段数据。

2.功率谱估算

依照信号分析理论的有关内容，可以采用频谱计算的方式醚对功率谱进行计算。为了对估算过程中可能存在的各种误差进行控制，需要根据频率平滑与总体平滑来完成原始功率谱的平滑估算工作。

3.阻抗张量估算

阻抗文件中包含阻抗、相关度、相位以及电阻率等方面的数据，阻抗张量要素能够体现出大地电磁场与介质电性分布之间的关系，表面阻坑张量要素能够体现出阻抗相位与视电阻率两个方面的数据。设计人员可以通过最小二乘法对相关数据进行估算，所使用的具体理论为通过理论值与测量值之间的最小残差和对抗张量要素进行计算。

二、EH4时间哉非平稳数据的剔除

本次实验研究纳入的平稳性概念，对于一级平稳数据来说，该数据的统计一定需要建立再正常抽样的基础之一，在一定统计范围内其统计学特征是不断变化的，相应地在一定范围内其方差值也是不断变化的。

由于EH4在数据样本的采集环节中可能会受到环境噪声与观测噪声等因素的干扰，一定程度上会出现时间域数据不平稳的问题，通过对初始数据进行FFT变换处理，能够得到Y文件，而在这一处理过程中所采用的数据必须是平稳数据，这就需要对所需要的初始数据进行处理，经过处理之后的数据可能会存在数值被扩大的问题，因此，需要采用平稳性检测的方式对时间哉数据的平稳性进行严格的检测。

本次实验研究所采用的检测方法为游和检测法，部分情况下也被称为边检验法，该检测方法不需要各种实验参数进行支持，在检测技术上，该检测方法与轮次法基本相同。游程检法的优势主要体现在平稳性效果优良，能够提高数据质量。

在EH4检验过程中，部分操作人员同可以会利用IMAGEM 软件来删除跳点，对非平稳点进行简单的支除处理，然而这种去除方法可能会引发遗漏数据以及误删等方面的问题，因此不提倡使用这种数据处理方法。本文重点介绍小波分析法。

小波分析法是建立在调和分析、样条分析、Fourier分析与泛涵分析基础之间的重要分析工具，部分情况下也被称为多分辨分析。该分析方法的应用范围比较广泛。由于该分析方法在空间频率与时间频率方面对于信号能够进行多尺度的分析，在去噪声方面有着比较突出的应用优势，在非平稳信号的处理方面也能够得到比较好的处理结果。

参考文献：

[1]吴楠.EH4电磁成像系统数据处理方法改进及在隧道探测中的应用研究[D].东华理工大学，2014，06（13）：28-29.

第6篇

关键词：变截面箱梁 约束扭转 初参数法 刚度矩阵

中图分类号：K928.78 文献标识码：A 文章编号：

0引言

预应力混凝土连续箱梁具有结构刚度大、变形小、及行车舒适等优点，在国内外得以广泛推广。由于公路桥梁中桥面较宽，车辆在行驶的过程中经常不能行驶在桥梁的轴线上，这样公路桥梁经常处于偏心荷载的作用下。当箱梁的截面采用变截面时，箱梁常处于约束扭转状态。

本文首先通过理论分析建立约束扭转的微分方程，然后根据有限元理论，运用初参数法求解微分方程，最终导出当箱梁受到约束扭转时的刚度矩阵。这对编写箱梁约束扭转分析计算程序有很好的帮助。

1基本方程的建立

1.1自由扭转分析

在研究自由扭转之前，首先引入薄壁杆件扭转理论中的一个最基本的假定——符拉索夫的刚周边假定，即在小变形情况下，可以认为杆件扭转后断面在其原来平面上的投影形状与原断面形状相同。根据刚周边假定，开口薄壁杆件扭转时断面如刚体般转动，各个组成部分的扭角都相同。以图1的工字断面为例，可把它看成由三个狭长断面所组成，并设H1、t1、H2、t2、H3、t3分别代表三个狭长断面的长度和壁厚。每一断面的扭率都应该相同，即

ϕ1′=ϕ2′ϕ3′=ϕ′（1）

上式中：ϕ′为整个断面的扭率；J1=、J2=、J3=分别为三个狭长断面的扭转惯性矩，假设J为整个工字断面的扭转惯性矩,显然应有：

J=J1+J2+J3 (2)

由此可见，对于开口薄壁杆件的自由扭转惯性等于组成断面的各狭长矩形断面的扭转惯性矩之和。

对于闭口薄壁杆件在自由扭转时，以u表示翘曲位移，v表示切向位移。则

=+（3）

其中：v=ϕρ，表示剪应变(剪应力与剪切模量之比)。

所以上式可写成：

=- ϕ′ρ（4）

其中Ω为闭口断面所围成面积的两倍。

对上式两边对S积分，根据位移连续性条件可得：

=G (5)

把上式中定义为闭口断面自由扭转时的自由扭转惯性矩，用Jd表示。以上部分推导了闭口断面在自由扭转时的惯性矩的计算公式。

1.2约束扭转分析

薄壁杆件在扭转时，若由于支座约束或其他原因（如非等断面杆件），使得断面不能自由翘曲，那么杆件就发生约束扭转。箱梁在约束扭转时断面的扭矩为自由扭转扭矩和二次扭矩之和。写出约束扭转时的总扭矩[2]：

（6）

再在杆中取出长为dz的一微段（见图二），根据扭矩平衡的条件可得断面扭矩与外分布扭矩之间的关系为：

（7）

由以上两式可得：

（8）

其中k=

式中为箱梁截面扇性惯性矩；

为约束扭转时的约束系数；

k 为箱梁截面的抗扭常数；

为箱梁截面的扇性惯性矩；

mt为作用在箱梁上的扭矩。

2运用初参数法求解微分方程并推导单元刚度矩阵

考虑约束扭转的箱梁扭转单元刚度方程为：

=(9)

根据闭口薄壁杆件约束扭转的微分方程（8）式，先假定mt=0求(8)式相应的齐次微分方程，运用初参数法，初参数取、、、，微分方程初参数的解为：

根据有限元中对刚度系数的定义，先假定，而。这样就可以确定出初参数、。变换符号，可以求出、、及。以此类推可求出其它元素。按上述过程所求得的各刚度系数为：

式中D=

至此刚度矩阵中的系数已全部求出。

3结论

本文用薄壁箱梁的约束扭转理论，导出了梁单元在受约束扭转时的刚度系数矩阵。由于本文的方法是基于杆系结构刚度法基础之上的，容易编写程序，在工程计算中，有一定的实用价值。

参考文献

[1] 郭金琼，房贞政，郑振．箱形梁设计理论[M]．人民交通出版社，2008

[2] 陈伯真，胡毓仁．薄壁结构力学[M]．上海交通大学出版社，1998

第7篇

关键词：数据包络分析；技术效率有效；竞争力

医疗技术效率是考核医院医疗服务水平和质量的重要依据之一，但往往是一项较为复杂的系统工作，需要多种科学有效的分析方法共同完成[1]。由运筹学家Charnes等人提出的数据包络分析方法（DEA）可以有效应用于多投入、多产出的"相对效率评价"模型中[2]，本文旨在通过DEA模型对某综合医院专业相近的科室进行相对效率实证，从而为合理配置医院资源提供有效信息。

1资料与方法

1.1一般资料 以某三甲综合医院8个相对稳定的外科专业为评价对象，经该8个科室负责人和医院相关职能共同讨论选取科室医生数和床位数作为投入指标，以2014年上述8个科室门诊人次、出院人次、手术人次和病床周转次数作为产出指标。数据来源于医院人力资源部和信息科，真实可靠。

1.2评价方法 DEA方法主要有CCR和BCC等模型。CCR主要用于判断各科室在技术和规模两方面是否同时有效；BCC模型主要是判断各科室在现有规模下的单纯技术有效。由于医院的特殊性，在人员聘用、床位规模等方面有局限性，即使科室规模不有效，也不能通过扩张规模或缩小规模来进行优化，所以采用技术效率的模型（BCC模型）来评价医院临床科室的相对效率更符合实际情况[3]。

在既定投入的情况下，医院更倾向于如何扩大产出，因此在选定BCC模型下，本文主要采用面向产出的BCC模型对医院临床科室工作效率进行实证。

2结果

2.1效率评价 在被评价的科室中，有三个科室达到总体有效，占全部被评价科室37.5%，相比于顾晓东等人的评价结果高8个百分点[3]。这三个科室在人力资源、规模配置等方面都达到合理水平，门诊住院管理都较合理，产出均衡。另外的五个科室没有同时达到技术效率和规模效率有效，还存在产能不足问题，或是有规模偏大或偏小等问题，见表1。

在技术效率未达到有效的科室中，外4科处于规模收益递减，资源配置过剩，而另外四个科室均是产能增加，在门诊人次或住院、手术人次或病床周转率等方面仍有可提升空间。对于这些科室，可通过改善运营管理，改进病床管理手段提高周转率，通过合理绩效分配，有效质量考核等手段来提升科室产能，从而达到技术效率有效。

2.2投影分析 对于未达到有效的科室可以借助投影分析，使其达到相应的有效标准[4]。要达到技术有效，对于资源过剩的外4科可以减少2名医生或使相应的产出值增加相应比例，在医院无法对投入规模进行影响的情况下，应通过管理手段提高门诊、住院、手术人次的产出，另外也应加强科室人才力量的培养，提高医生队伍的业务能力和技术水平。

对于另外4个无效科室，产出尚有不足，外5科和外6科无论是门诊还是住院产出值均较低，特别是外6科，门诊人次离最优尚有较大差距，可以通过聘用退休老专家等方式来加强门诊力量，另外门诊部的监管也有待加强，同样的问题在外7科也有体现，虽然住院相差不大，但门诊人次达到技术有效还有很大差距。外8科则是较均衡，进一步加强管理，很快就能达到门诊住院产出最优，见表2。

3结论

数据包络分析方法是一种先进的评价资源利用效率的方法，适合性质相近的综合医院临床科室之间的横向比较。当然，有效性是相对的，管理者可以根据DEA分析结果来调整投入规模，也可以此为依据，在管理层面上加强对临床科室的监管和合理配置。本次实证采用性质相近的临床科室进行横向间的比较，既能清晰地看出目标科室的运行情况，又能较为准确的指出相对产出不足，对于优秀的科室应当更注重技术效率，从而做到"少投入，多产出"，避免系统过于庞大，人员冗余，使得资源浪费，不能得倒最优化管理。对于技术效率尚未达到有效的科室应更新管理理念，科学的利用有限的医疗资源，为患者和家属提供高效、优质的服务，从而不断提升自己的核心竞争力。

参考文献：

[1]张航，赵临，张馨予，等.三级综合医院技术效率与影响因素实证分析与评价[J].中华医院管理杂志.2015，31（3）：195-197.

[2]陆瑶，许锋.基于DEA模型构建医院临床科室绩效评价体系的研究[J].中国医学装备，2013，10（9）：18-20.

第8篇

文献标识码：A

文章编号：1000-2154(2008)10-0075-06

一、引 言

关于财政分权通过什么机制促进经济增长的问题，经济学界的观点比较一致。从Hayek(1945)[1]所指的降低信息传递耗费到Tiebout(1956)[2]的以足投票理论，最终无不指向同一点，即地方政府具有信息优势，能更好地代表本地区居民的偏好，从而提供更适宜当地需要的公共物品，所以财政分权将有利于经济增长。由此，财政分权对经济增长的影响应主要体现于其对地方政府效率的作用。这里的地方政府效率是指各级地方政府机构在履行政府职能过程中所涉及的财政投入与财政效果的相对比较，即政府成本与政府收益之间的对比关系。然而，也有许多文献表示，由于许多发展中国家正经历“放权”与快速增长的同步进行，所以财政分权与较高的经济增长率之间仅仅是“相伴”而已。比如Gordon(1983)[3]认为，同级地方政府之间存在税收竞争和财政竞争，财政分权会产生过多的外部性成本并最终降低地方政府效率。Bardhan和Mookherjee(1999)[4]更是认为，过高的财政分权会导致地方腐败并最终降低地方政府效率。Young(2000)[5]则认为，中国的分权化导致了地方官员控制下的市场分割并最终阻碍经济增长。因为我国经济的快速增长和财政分权是同步进行的，所以财政分权和总量GDP之间必然具有数字上的同步性，会给人以加大财政分权力度应带来更高经济增长率的错觉。事实上，财政分权是因为作用于地方政府效率进而作用于经济增长，如果忽略地方政府效率这一中间作用机制而直接论及分权与增长，必然显得单薄无力。但从目前国内的相关文献来看，尚没有专门讨论财政分权对地方政府效率影响力的实证分析。

正是出于上述考虑，本文试图估计我国财政分权对地方政府效率的影响力。如果这一影响力显著，则说明我国的财政分权对经济增长的作用力是真实有效的。反之，我国的财政分权和经济增长之间则更多的是一种数字关系，没有必然的联系。同时由于地方政府效率可能具有明显的空间溢出作用(解垩，2007[6])，所以这里要采用空间计量经济学的方法以充分考虑地域相关性。

二、地方政府效率的估计

从目前的文献来看，估计地方政府效率的一个有效方法是非参数估计中的数据包络分析(DEA)。使用该方法估计地方政府效率的文献有Hughes和Edwards(2000)[7]、Woodbury等人(2003)[8]、解垩(2007)[6]等等。所谓数据包络分析，即是指借助已有的数据构造有效的生产前沿面，以此前沿面为参照来研究相关个体投入产出的相对效率。该方法最早由Charnes， Cooper和Rhodes (1978)[9]提出，他们假设所有的决策主体都是规模报酬不变的，然后利用线性规划求取各个决策主体的效率前沿面，最后给出各决策主体的相对效率。这种DEA分析模型被称为不变规模报酬模型(The Constant Returns to Scale Model， 简称CRS模型)。这里还要说明的是，DEA分析分为投入导向(以现有产出情况下是否是最小投入为判断前沿面的标准)和产出导向(以现有投入情况下产出是否最大为判断前沿面的标准)两种情况，由于我们讨论的是政府效率，投入往往是难以主观决定的，所以这里采用产出导向的CRS模型，这种方法的线性规划问题如下：

?? ?┥? 业 经 济 与 管 理????2008年?????┆┑?10期???┞嬗烂瘢翰普?分权对地方政府效率影响的空间面板数据分析?? ??

??Max???│耍?Φ??

Φ??i

S.t.∑jλ??jy????mj??≥Φ??iy????mi??，??m∈M；∑jλ??jx????nj??≤x????ni??，??n∈N；λ??j≥0，??j∈J??

其中??n代表N种投入品中的一种，m代表M种产出中的一种，x代表某种投入品的量，y代表某种产出的量，j表示所有决策单位J中的一个，i特指我们要计算相对效率的决策单位。很明显，Φ??i越大该决策单位的相对效率越低，所以这里的相对效率取E??i=1/Φ??i，即是决策单位i的相对效率。??

上述模型的一个明显问题是假设规模报酬不变，从而对约束向量??λ??没做任何线性约束，这在二维空间里表现为生产前沿是一条直线，没法对有规模变动的点形成一个更“紧”的“包络”。所以后来Banker， Charnes和Cooper (1984)[10]去除了CRS 模型中规模报酬不变的假设。以上述产出导向的线性规划而言，他们加上了约束条件∑jλ??j??=1，以此约束将现有决策单位的投入产出在空间形成的点“包络”得更“紧”，从而实现放松规模不变的假设条件。正因为如此，这种模型被称作可变规模报酬模型(The Variable Returns to Scale Model， 简称VRS模型)。这样的话，VRS模型事实上剔除了规模报酬变动的影响，故可以称作纯技术相对效率VRSTE，而CRS模型没有剔除规模报酬的影响，所以也可称为综合相对效率CRSTE。本文同时采用了这两种模型来计算相对效率，并以之为被解释变量进行实证分析。

使用DEA方法对我国地方政府效率进行估计的文献始于解垩(2007)[6]。该文使用了投入导向的VRS模型，以税收为投入，以公路密度、每万人病床数和每万人在校小学生数为产出估计了地方政府效率。但本文认为，税收本身不能直接代表政府投入，而且政府效率即使不高也很难通过缩减税收来提高，所以本文采用政府人均公共支出为投入向量并使用产出导向的DEA模型对政府相对效率进行估计。同时，为使结果更具代表性，本文选用每百人拥有的固定电话数、每千万人拥有的高校数、每万人拥有的医疗机构床位数、全年人均发电量(以千瓦时计量)、铁路密度、 公路密度这些以政府导向为主的基础设施作为产出变量。其中百人固定电话数可以表示通讯类基础设施的提供情况，高校数可以综合反映该地区教育基础设施的情况(因为高校较多的地方基础教育一般也较优良)，医疗机构床位数可以综合反映该地区医疗基础设施的情况，人均发电量可以反映该地区能源基础设施的情况，公路和铁路密度表示交通基础设施的情况。这里选用的数据是我国大陆31个省份1998年到2005年的面板数据，所有投入产出指标均由《中国统计年鉴》(1999-2006)中的相关数据计算而得。

三、财政分权对地方政府效率影响的空间面板数据分析

由于地方政府间存在相互模仿和效率溢出的情况，直接的面板回归模型可能因忽略这些地域相关性而得到错误的结论，所以这里的分析将采用空间计量经济学的方法。而由于面板数据模型的构建又有多种形式，所以这里的空间面板数据模型在考虑空间相关性的同时也应考虑这些面板回归模型的基本模式。

(一)空间面板回归模型

空间经济计量的两种基本模型分别是空间滞后模型(Spatial Auto Regressive Model ，SAR) 和空间误差模型(Spatial Error Model ，SEM) ， 这两种模型的基本形式为：

空间滞后模型(SAR)：Y=ρW??NY+X′β+ε(1)

空间误差模型(SEM)：Y=X′β+μ，其中μ=λW??Nμ+ε(2)

其中，Y为被解释变量向量，X为N×k的外生解释变量矩阵(可以包括常数项)，β为变量系数矩阵，ρ和λ分别为空间自回归系数和空间自相关系数向量，ε为服从正态分布的误差成分。W??N是指空间权重矩阵(N为地区数，该矩阵是N阶方阵)，本文的权重系数选取方式为相邻省份是1，不相邻省份为0(本文将广东和海南视为相邻省份)，在具体计算中需要先进行标准化处理。上述基本模型是针对截面数据的基本模型，为使之适用于面板数据，我们需要对模型作适量改动。因为文中使用的数据来自于全国大陆31个省份，是研究的总体，所以面板数据模型可考虑使用基于个体固定效应的面板数据模型或者混合回归模型。这里要将面板数据应用于空间计量分析，所以也应该考虑面板数据模型的基本形式。这样，考虑空间相关的直接混合回归模型可以通过拓展(1)式或者(2)式中的W??N而得到。具体做法为使用I??T(T维单位时间矩阵，T是时间跨度)将W??N拓展为分块对角阵W????NT??。基于个体固定效应的空间面板数据模型有两种，分别是个体固定效应空间面板滞后模型和个体固定效应空间面板误差模型可表示为(Elhorst 2003[11])：

设sF为空间个体固定效应的N维列向量，即sF=(α??1，α??2，…，α??N)′，则对应于每个观测值的空间个体固定效应向量可表示为α=I??T??sF，其中I??T为T维元素全为1的列向量。

个体固定效应空间面板滞后模型(F_SarPanel) ：

Y=ρ(I??T??W??N)Y+α+X′β+ε(3)

个体固定效应空间面板误差模型(F_SemPanel) ：

Y=X′β+α+μ，其中μ=λ(I??T??W??N)μ+ε(4)

本文的实证分析正是基于上述(3)式和(4)式进行的。这里使用的软件是Matlab6.5及其空间计量经济学(Spatial econometrics)工具箱。

(二)实证分析

本文主要探讨财政分权对地方政府效率的作用，所以这里最重要的解释变量即是指代财政分权的指标??Fd??，计算公式为：省级人均财政支出/(省级人均财政支出+中央人均财政支出)，方法来自乔宝云(2005)[12]等文献。另外，本文还选用了其它两个解释变量，第一个是人均GDP的对数??lpgdp??，表示该地区经济发展水平，高的经济发展水平代表着较高的物质、人力资本存量，所以预期它对政府效率的作用为正。另外一个解释变量是国有经济从业人员在所有从业人员中的比例??ratn??，用以反映地方政府负担的国有企业情况，预期它的作用为负。下面我们要分析是否需要建立空间面板计量模型，以及建立怎样的空间面板计量模型。为方便比较，我们先利用LSDV(Least Square Dummy Variables)方法估计传统的固定效应模型，使用的软件是EVews5.1，回归结果见表1。

见表1，从F检验和Hausman检验可知，个体固定效应模型是最佳的回归模型。从回归结果可以看出，财政分权有效地提高了地方政府效率。除财政分权外，地方人均GDP对地方政府效率的影响也为正。国有经济职工比例却对地方政府效率的作用为负，这说明国有经济仍是政府效率提高的较大负担，如何深化国企改革仍应是政府工作的重要内容。上述结果从拟合优度上看拟合程度较好，但这是否意味着不再需要进行空间计量分析了呢?为此，我们需要进行空间相关性检验。

空间相关性检验是空间计量经济分析的一个重要内容。区域空间相关性的检验主要有Moran、LMerr、LMsar、Lratios、Walds等检验，它们的原假设为??H??0∶ρ=0或λ=0??。但上述空间相关性检验都是针对单个截面表1 传统个体固定效应面板回归结果

变

量被解释变量为CRSTE被解释变量为VRSTE系数T统计量P值系数T统计量P值常数项0.6847.0340.0000.6719.4170.000Fd0.1182.0040.0460.1453.3520.001lpgdp0.0202.1340.0340.0223.2480.001ratn-0.084-1.9800.049-0.086-2.7460.007R-squared0.9470.958Adjusted R-squared0.9390.951F检验76.091 P值：0.000066.666 P值：0.0000Hausman检验15.631 P值：0.001320.940 P值：0.0001

注：这里的F检验用来检验是否存在个体间的个体影响和结构变化，如果接受原假设，则直接采用混合回归的方法估计模型即可，如果拒绝原假，说明存在个体差异，需要进行Hausman检验来确定应采用固定效应模型还是随即效应模型，Hausman检验的原假设是固定效应模型不具备有效性。回归模型提出的，不能直接用于面板数据模型。本文用分块对角矩阵C=I??T??W??N代替Moran’s I等统计量计算公式中的空间权重矩阵，就可以方便地把这些检验扩展到面板数据分析(何江，张馨之， 2006[13])。检验结果如表2所示。表2 空间相关性检验

检验方法LMerrLMsarLratiosMoranWalds统计量101.898698.81792.23810.390490.041因变量为CRSTE临界值17.6116.6356.6351.966.635概率0.00000.00000.00000.00000.0000统计量71.886414.91572.7308.752408.905因变量为VRSTE临界值17.6116.6356.6351.966.635概率0.00000.00000.00000.00000.0000

从上述检验的P值可以看出，空间相关性十分明显，应选择空间计量模型。需要说明的是，最小二乘法(OLS)不适合用来估计空间计量经济模型，这是因为在模型包含空间滞后误差项的情况下，虽然OLS估计量是无偏的，但不再有效；在模型包含空间滞后被解释变量的情况下，OLS估计量不仅是有偏的而且非一致。所以，一般使用ML方法(极大似然估计)来估计空间计量经济模型。本文借用Matlab6.5估计出了相关参数的大小，我们同时给出了空间滞后模型和空间误差模型，具体结果见表3。表3 考虑空间相关性的面板数据回归结果

变量被解释变量为CRSTE被解释变量为VRSTEF-SemPanelF-SarPanelF-SemPanelF-SarPanel系数P值系数P值系数P值系数P值Fd0.133 0.029 0.117 0.033 0.161 0.001 0.141 0.000 lpgdp0.021 0.025 0.018 0.038 0.022 0.002 0.020 0.003 ratn-0.068 0.084 -0.080 0.042 -0.073 0.010 -0.081 0.005 (I??T??W??N)Y0.047 0.583 0.066 0.424 (I??T??W??N)μ0.185 0.0180.272 0.000 R-squared0.94870.9480.9600.958Adjusted R-squared0.94080.9390.9540.952log-likelihood640.636638.842720.434379.787

从表3可以发现，无论被解释变量是哪一个，基于个体固定效应的空间面板滞后模型(??F-SarPanel??)的空间相关项(I??T??W??N)Y的系数均不显著，但同时基于个体固定效应的空间面板误差模型(??F-SemPanel??)中误差空间相关项(I??T??W??N)μ的系数却十分显著，这说明空间面板误差模型更贴近我们的研究现实。拒绝空间滞后模型相当于同时拒绝了财政分权等指标因作用于本地区政府效率而通过(I??T??W??N)Y项叠加到其它地区的作用，这意味着相邻地区的财政分权对本地区无影响。因为空间误差模型主要反映的是误差项的空间相关，于是这里得出空间效应的非均一性，即是由模型设定以外的因素所导致的空间相关，这里认为这种地方政府效率的空间相关是由地区间相似的自然因素、人文因素以及政绩考核标准造成。

先看被解释变量为地方政府综合效率??CRSTE??的空间面板误差模型。财政分权对??CRSTE??的作用力大小为0.133，高于普通面板回归模型的估计结果，这一方面说明财政分权有效提高了地方政府效率，另一方面也说明普通面板回归因没有考虑空间相关性而低估了财政分权的作用。??lpgdp??对地方政府效率的作用力为0.021，说明人均GDP每提高百分之一，地方政府效率可以提高0.021。同时，国有经济的负担也不如普通面板回归模型所显示的那样高。误差空间相关项的系数为0.185，且十分显著，说明地区间政府效率的相关性(I??T??W??N)μ十分显著。从拟合优度看，该空间面板误差模型也高于普通面板回归模型，再次表明地方政府效率空间相关性(又称政府效率的空间溢出效果)的存在。

再看地方政府纯技术相对效率??VRSTE??的空间面板误差模型，财政分权对??VRSTE??的作用力大小为0.161，同样高于对应的普通面板回归模型。而且，无论是否考虑空间相关，从表1和表3都能看出，财政分权对剥离了规模效率的纯技术效率作用力更大，这反映出财政分权对地方政府因为规模报酬而发生的效率增加的影响力不大。对比于普通面板回归模型，和被解释变量为??CRSTE??的回归模型类似，人均GDP的作用基本没有变化，但国有经济的负担在普通面板回归模型中仍被高估。从拟合优度看，该模型也同样高于普通面板回归模型。

四、结论与政策建议

本文首先采用数据包络分析的方法(DEA)估计出我国大陆31个省级地方政府1998到2005年的综合相对效率和纯技术相对效率，以这两个相对效率为被解释变量，借助基于个体固定效应的空间面板回归模型分析了财政分权对地方政府效率的影响力大小。相关结论显示，财政分权对地方政府效率的影响是显著的，传统的面板回归模型因没有考虑空间相关性而低估了这一作用。计量结果还显示出：地方政府效率在相邻地域间具有较强的空间相关性；人均GDP每提高百分之一，地方政府效率可以提高0.02左右；财政分权对剥离了规模效率的纯技术效率VRSTE的作用力更大，说明财政分权对地方政府因为规模报酬而发生的效率增加的影响力不大；国有企业给地方政府带来的负担从某种程度上降低了地方政府效率。基于上述结论，本文提出以下政策建议：

第一，正因为我国财政分权对地方政府效率的促进作用十分显著，说明通过进一步放权来提高地方政府效率的潜力仍十分巨大，所以中央政府可考虑给予地方政府更多的财政决策权以提高地方基础设施的提供效率。

第二，地方政府效率的空间相关性没有体现在财政分权、人均GDP和国有企业负担上，所以相邻地域间相似的人文、自然因素应得到足够的重视。分析中还发现人均GDP对地方政府效率的作用十分稳定，所以不应将地方政府效率的区域差异过高地归因于经济发展水平的差异，而应将注意力集中于财政分权、国有企业负担以及人文、自然等其它因素。

第9篇

关键词：方向性距离函数 环境技术效率 可持续发展

转变经济发展方式，实现经济社会的全面协调可持续发展是我国当前和今后较长时期内的一项重要战略任务。2012年党的十对加快转变经济发展方式进行了新部署，提出了“一个立足点”、“四个着力”和“五个更多”的要求，这为我国当前和未来经济发展进一步指明了方向。在当前国家强调加快经济转型发展和大力建设中原经济区的大背景下，研究评价河南省工业经济增长的环境技术效率及如何促进河南省工业经济发展方式转变，实现可持续发展等问题，对于建设资源节约型、环境友好型社会，加快河南新型工业化进程，促进中原崛起和河南振兴具有重大的现实意义。正是出于这一考虑，本文拟采用基于方向性距离函数的DEA方法测算河南省工业的环境技术效率，通过环境技术效率的地区差异和发展趋势的比较分析，提出促进河南省工业环境技术效率提高和可持续发展的对策建议。

方向性距离函数与环境技术效率

经济活动往往会伴随污染物的产生，环境技术即反映了这样一种同时包括“好”产出和“坏”产出的特殊投入产出技术结构。它可以表示为如下生产可能性集合：

P（x）={（y，b）：x能生产（y，b）}，x∈RN+ （1）

P（x）表示决策单元（省份）使用N种投入x=（x1，…，xn）∈RN+所得到的M种“好”产出y=（y1，…，yM）∈RN+以及I种“坏”产出b=（b1，…，bI）∈RN+的生产可能性集合。环境技术给出了既定条件下，最大产出y扩张，最小污染物排放的集合，即给出了环境产出的可能前沿，但生产可能性集合P（x）无法借助传统的Shephard距离函数来计算。不同于传统的距离函数，Fare等（2001）根据Luenberger（1992、1995）短缺函数的思想，构造了如下方向性距离函数解决这一问题：

（2）

其中，g=（y，-b）为产出水平扩张的方向向量，它表示在给定投入x的情况下，好产出y成比例地扩大，“坏”产出b成比例地收缩，β为方向性距离函数值，即好产出y增长、“坏”产出b减少的最大可能数量。类似于Fare（1957）定义的传统技术效率，环境技术效率可定义为好产出的实际产量ytk与环境技术结构下的前沿产出量（1+β）ytk的比率，即1/（1+β）。环境技术效率刻画了环境与经济发展的协调程度，其取值区间为（0，1），数值越接近1，说明环境技术效率越高，环境与经济发展越协调；数值越接近0，说明环境技术效率越低，环境与经济发展越不平衡。与传统技术效率不同，环境技术效率不仅可以反映投入、产出和污染之间的关系，同时也包含着公众对环境质量的偏好（即方向向量的结构），从而能较全面地描绘现实生产与理想社会的差距。

样本及相关数据说明

本文分析时段为2004-2010年，模型涉及的变量及相关数据说明如下：

各地区期望产出水平用工业增加值数据表示，非期望产出为“三废”，分别用工业废水排放量、工业CO2排放量及工业固体废物产生量等指标表示。本文投入因素为物质资本投入、劳动力和能源消耗。选取工业固定资产净值年平均余额（K）度量资本投入，用工业从业人员数（L）度量劳动力投入，用工业单位GDP能耗度量能源消耗（E）。以上相关数据均来自历年《河南统计年鉴》及各省辖市统计年鉴，并以2004年为基期年对各年工业增加值和固定资产净值年平均余额进行折算。

变量统计分析

为了更好地统计比较河南各地区的环境污染数据，本研究将利用熵值法将“三废”数据转换为非期望产出指数（胡晓珍等，2011），由于篇幅所限，河南各地区在报告期内的非期望产出指数值未给出，本文对各地区非期望产出指数及其他指标的数据仅进行一般性的统计描述，结果如表1所示。

由表1中的数据可以看出，在2004-2010年间，河南省各地区的工业发展情况差异较大。其中，工业增加值的最大最小值比为7.57，而非期望产出最大最小值比16.19，工业资本、劳动力投入以及能源消耗的最大最小值比依次分别为9.24、12.32和3.40。尽管各变量的标准差都小于其中间值，但除劳动力投入和能源消耗外其他变量的标准差和中间值差距较小。由此可知，较大的数值差异不仅表明河南地区工业的经济规模和增长速度差异大，同时也表明各地区所面临的资源环境压力差异较大。因此可以进一步推知，在对河南省工业进行技术效率测算时，如果忽视能源消耗和环境污染的话，将不可避免地导致分析结果出现较大偏差，从而产生错误结论。

河南省工业环境技术效率分析

依据河南省工业在2004-2010年间的投入产出数据，运用GAMS软件进行相关线性规划求解，得出各地区历年的方向性距离函数值，并将其转换为相应的环境技术效率值，结果如图1所示。

从图1可以看到，河南各地区的工业发展普遍存在着环境技术无效率的状况，而且环境技术效率的地区差异大，但这与工业发展水平没有必然联系。具体来看，在2004-2010年中，各年环境技术效率为1的地区个数分别为7、7、7、8、8、8和9，除2010年外，都不足总数的50%。河南各地区历年环境技术效率的标准差分别为0.1415、0.1399、0.1540、0.1641、0.1639、0.1652和0.1836，而最大最小值比分别为1.7391、1.8349、1.9231、1.9231、1.8868、1.8018和1.9646，由此可见，河南各地区环境技术效率差异总体上在逐年扩大。就具体年份如2004年来看，处于生产前沿上的地区仅有郑州、开封、平顶山、鹤壁、漯河、三门峡及济源等地，环境技术效率在[0.8，1.0）之间的地区也仅有5个，分别为安阳（0.920）、焦作（0.959）、许昌（0.998）、周口（0.857）和驻马店（0.976），而环境技术效率最小的新乡仅为0.575。

由上述分析可知：第一，河南大多数地区在工业发展中，没有能够充分地应用最佳实践生产技术，从而导致其环境技术效率的普遍低下，其中一个重要的原因是各地区所使用的生产技术与自身的客观经济发展状况（包括经济发展水平、工人的技能、产业结构和政策、基础设施状况、自然资源禀赋等）不匹配。第二，河南工业发展中的环境技术效率改善潜力较大，这同时也表明其经济发展潜力也较大。如2004年的新乡，一旦在工业生产中采用最佳的实践技术，即便不增加物质资本、劳动力投入及能源消耗，它的期望产出也可提高为当前的1.7倍，同时还可将非期望产出为减少当前的6%。第三，环境技术效率水平与工业经济发展水平之间没有必然联系。河南18个省辖市在2004-2010年间的环境技术效率与工业增加值之间的相关系数分别为0.0414、-0.0536、0.0992、0.0915、0.0402、-0.0391、0.0635。就具体地区来看，如开封、鹤壁和济源，其环境技术效率在研究期内一直为1，但它们的工业增加值排名却一直处于后列。

由图1可知，河南大多数地区的工业环境技术效率都经历了不同程度的变化，其中，7个地区由于处于生产前沿而维持环境技术效率不变，4个地区出现环境技术效率改善，而其他地区的环境技术效率则都表现出不同程度的恶化状况。具体来看，环境技术效率在期初和期末都为1的地区有郑州、开封、平顶山、鹤壁、漯河、三门峡及济源。环境技术效率改善的地区有周口（0.143）、濮阳（0.096）、洛阳（0.015）、许昌（0.002）。有7个地区的环境技术效率都出现恶化，按恶化程度由大到小依次为驻马店（-0.256）、南阳（-0.197）、商丘（-0.143）、焦作（-0.112）、新乡（-0.063）、安阳（-0.054）、信阳（-0.027）。

各地区环境技术效率出现这种变化的原因可能是：第一，对那些环境技术效率改善的地区而言，它们的经济基础较好，资本深化程度较高，有较为充沛的人力资本以及完善的制度环境，能够在经济发展以及对外交流的过程中，更好地实现经营管理模式的创新和资源的优化配置。虽然在期初其环境技术效率可能相对低下，但是它们善于学习模仿发达地区的最佳实践技术，学习借鉴了先进的组织形式和管理经验，通过优化产业结构，不断加强基础设施建设以改善发展硬环境，同时能够不断推进市场经济体制改革，改善发展的软环境，调动了各种生产要素的积极性，从而实现了生产的高效率。第二，那些始终处于生产前沿面上的地区通常是技术的创新者或适宜技术的引进者，它们使用既有技术的方式总是最为有效的。根据环境技术效率的含义，对于经济发展中始终采用最有效方式来应用最佳实践技术的地区它们所使用的技术可能一直在不断进行完善，从而也必然带来技术使用方式上的相应变化，但它的环境技术效率却始终保持最大值。第三，那些环境技术效率恶化的地区，其在发展中可能无视自身的经济发展条件，而只是一味地引进先进技术和管理经验，而不能有效地加以消化、吸收和利用，使技术和管理的应用产生了不匹配的状况，从而导致了环境技术效率恶化。另外，2004年以来，受国内大环境的影响，许多地区投资过快增长，投资规模偏大，高耗能、高污染、低水平的重复投资也是造成环境技术效率下降的重要原因。

对策建议

通过对河南省环境技术效率的分析可知，河南省工业环境污染程度呈现出逐年加重的趋势，各地区工业发展面临着较大的资源环境压力。研究还发现，河南省总体环境技术效率偏低，地区差异较大，且不少地区环境技术效率存在恶化趋势。这意味着要提高河南省工业环境技术效率，实现工业的转型发展和可持续发展。首先，河南省各地要加大经济结构调整的力度，立足本地优势，大力发展资源消耗低、环境污染少、附加值高的高技术产业和特色优势产业，来优化地区产业结构和改善环境技术效率。其次，要鼓励技术创新，加大自主研发和技术引进的投入力度，同时对企业生产工艺、技术设备要不断进行改造升级，提高设备性能和生产效率，以减少能源浪费和环境污染。再次，要采取有效措施打破地区间的体制障碍和技术壁垒，促进各种生产管理经验的交流和技术的扩散，以遏制地区环境技术效率的恶化，并缩小地区间的技术差距。最后，要通过明晰资源产权问题，推进排污权交易制度，并把资源节约利用与环境保护纳入企业评价与政府政绩考核体系等途径不断健全资源环境管理制度，以促进经济、资源、环境的良性互动与协调发展。

参考文献：

1.Fare，R.，Grosskopf，Shawna，Pasurka，Carl，Accounting for Air Pollution Emissions in Measuring State Manufacturing Productivity Growth[J].Journal of Regional Science，2001，41

第10篇

随着医疗卫生改革的深入和医学模式的改变，医院的管理已经从"以医疗为中心"转变为"以病人为中心"由于患者的自我保护意识不断增强，护患矛盾日益突出，医疗纠纷频发。严重地影响了医院的整体形象和社会效益。静脉输液是临床治疗手段之一，这就要求护理人员熟练地掌握静脉穿刺的方法，以提高医疗技术水平，使患者尽快得到治疗，但在静脉穿刺中及静脉穿刺后导致局部的淤血，给患者带来疼痛和恐惧心理。为了防止静脉穿刺引起的局部淤血，延长静脉血管的使用寿命，减轻患者的痛苦,保证临床医嘱及时正确地执行，促进患者早日康复。现对到我们服务中心接受静脉穿刺后发生局部淤血的患者进行了认真分析，报道如下。

一、对象与方法

1.对象 ：选择2010年1月至2011年11月在我们服务中心接受静脉穿刺后发生局部淤血的200例患者，其中男性84人，女性156人，年龄18至60岁。

2.方法 ：对静脉穿刺后发生局部淤血的患者进行原因分析，将淤血外渗分为4种原因；（1）患者因素 指患者输液局部的血管、全身情况等导致淤血；(2)机械因素 指针头的型号、输液的药物浓度、针头固定方式等原因导致的淤血；（3）按压方式因素 指拔针后按压部位错误或按压时间过短等造成的局部淤血；（4）操作因素 指护理人员穿刺操作不规范、血管选择不好、技术差等原因造成的局部淤血。

二、结果

静脉穿刺后发生局部淤血的因素分析见表1

表1静脉穿刺后局部淤血的相关因素分析

三、讨论

1.静脉穿刺后发生淤血的相关因素 有表1可以看出患者按压方式不正确是造成静脉局部淤血的主要原因,不正确的方式包括（1）按压时间过短，正常人出凝血时间是3-5分钟，也就是说静脉输液完毕，拔针后必须按压穿刺部位5-10分钟才能止住血，对有一些特殊的血液病等凝血功能障碍者，应再适当延长按压时间。若按压时间不足，则会引起皮下淤血。（2）患者拔针后按压位置不当，静脉穿刺时，针头与皮肤一般成20-250角，由静脉上方或侧方快速刺入皮下，沿静脉方向潜行少许刺入静脉血管，因此，皮肤穿刺点与静脉穿刺点不在同一位置，所以，如果拔针后只按压皮肤穿刺点而没有按住静脉血管穿刺点，也会导致皮下淤血。其次有表1还可以看出护理人员的操作不当也占一小部分因素，由于静脉输液在临床上广泛应用，熟练掌握静脉输液穿刺技术及相关知识尤为重要。护理人员的操作因素主要包括输液穿刺技术不高、操作失误、无法辨认血管位置、穿刺血管或针柄固定不牢导致针头脱出血管外导致皮下淤血；还有选择穿刺点不规范，在同一条血管同一部位短时间内反复多次穿刺，造成血管壁多个针孔渗血导致皮下淤血。

2.预防静脉穿刺后淤血的护理措施 因为临床上由于护理人员操作不规范造成穿刺后淤血较常见，所以，医院要提高护理人员的一次穿刺成功率，使护士的基本操作技术过硬。注意掌握好进针的方法、角度及力度避免穿破血管，同时选好静脉穿刺点。护理人员在临床操作中要保持自身的良好心理状态，注意观察患者的心理变化，多与患者沟通、交流，多关心患者，发现问题及时采取措施，以确保操作的顺利进行。输液结束后指导患者掌握正确的按压方法，穿刺点按压不宜换手。按压力度适中，切忌揉搓针眼周围*，如出现局部淤血应在24小时内局部冷敷，以防血管扩张加重出血，24小时后进行局部热敷，减轻疼痛促进局部皮下淤血的吸收。

第11篇

关键词：国民生产总值；商品房销售额

一、前言

2008年以来，我国房地产业迅速发展壮大，繁荣时期甚至成为部分城市的支柱产业，对居民的居住水平产生了很大的影响，城市建设迅速发展。与此同时，城市房地产商品房价格等与同期社会经济增长水平、居民收入水平极不匹配，尤其现在部分城市房地产投资过度等情况相当严重，造成房价有下跌的趋势。分析各地区生产总值对商品房销售额的影响对于了解中国各地区房地产市场繁荣程度随各地区生产总值的变化而不同具有一定的意义。

二、实证研究

下面以2005-2013年我国31个省市自治区的地区生产总值和商品房销售额的年度面板数据，利用Eviews8来实现数据分析，数据来源为国家统计局。

（一）平稳性检验和单位根检验

未经差分的各地区生产总值和商品房销售额的单位根检验的显著性水平都是1，所以两个数据集是非平稳的。

经过一阶差分后两个数据集的显著性水平都低于0.05，通过了单位根检验，说明经过一阶差分后，两个数据集变得平稳了。进而可以认为两个数据都是一阶单整的。

（二）协整检验

经过上述几种检验方法大部分检验都是水平显著的，因此可以认为两个数据集是协整关系。再者，通过上面的单位根检验可知两个数据集都是一阶单整的，因而两者存在协整关系。

（三）模型设定检验

从上面可以看出，通过F检验，我们拒绝了利用混合回归模型对上述面板数据进行拟合。在这种情况下，我们再次进行拟合检验看该面板数据是否符合变系数模型的假定。为此，建立不存在任何特殊效应的变系数模型和变截距模型以得到各自的回归标准差S1和S2。

首先，建立变系数模型。得到回归结果S1=23015028.

其次，建立变截距模型。得到回归结果S2=32098591.又由上混合回归模型的估计结果得出混合回归模型的回归标准差S3=113000000.在这里，已知N=31，T=9，K=1。

（四）模型参数估计

下面建立个体固定效应变系数模型对面板数据进行计量回归。

有模拟估计可见，两个检验统计量的显著性水平都接近0，因此拒绝原假设，可以认为模型应当设定为个体固定效应变系数模型。

接下来进行个体固定效应变系数模型的参数估计。根据DW上下限查询表，在0.05的显著性水平下，变量数为1，样本个数为31的情况下，DW的上下限分别为1.363和1.496。因为得到的DW值为2604656.不在1.496和2.504（4-1.496）之间，所以不能判定其是否存在自相关。

在经过自相关修正后，得到的DW值为2.422858，在1.496和2.504（4-1.496）之间，可以判定其不存在自相关，自相关已经消除。

三、结论

由回归结果可以看出，除的商品房销售额与其地区生产总值呈负相关外，其他地区的商品房销售额与地区生产总值呈正相关。其中海南的相关性达到了0.443584.但地区两者的负相关性几乎不存在，只有-0.01539。因此可以认为，全国各地区的地区生产总值基本上和其所在地区的商品房销售额呈现正相关关系。即各地区GDP对商品房销售额可能存在正的影响。（作者单位：四川大学经济学院）

参考文献：

第12篇

关键词: 阻尼项；非线性扩散系数；双曲型偏微分方程

中图分类号:O175.27

文献标识码:A文章编号:1672-8513(2010)03-0181-04

Oscillation of the Solutions of Neutral Hyperbolic Partial Differential

Equation with Nonlinear Diffusion Coefficient and Damped Term

ZENG Yunhui

（Department of Mathematics and Computational Science，Hengyang Normal University，Hengyang 421008，China）

Abstract:

This paper discusses the oscillation of solutions of neutral hyperbolic partial differential equation with nonlinear diffusion coefficient and damped term. Some sufficient conditions for each solution are obtained by using Riccati transformation and the method of differential inequality under two kinds of different boundary value conditions.

Key words:

damped term; nonlinear diffusion coefficient; hyperbolic partial differential equation

近年来，国内外许多学者研究了双曲型偏微分方程解的振动性，已有一些研究成果发表［1-6］，但具非线性扩散系数和阻尼项的中立型双曲泛函微分方程解的振动性的研究成果目前国内尚未见报道.本文讨论一类具非线性扩散系数和阻尼项的中立型双曲偏微分方程解的振动性.

考虑如下偏微分方程

tr(t)t［u(x，t)+∑dr=1cr(t)u(x，δr(t))］+m(t)t［u(x，t)+∑dr=1cr(t)u(x，δr(t))］=

a(t)h(u)Δu+∑mj=1aj(t)hj(u(x，t－τj(t)))Δu(x，t－τj(t))－

∑nk=1bk(x，t)fk(u(x，t－σk(t)))，（1）

其中(x，t)∈Ω×R+G，R+=［0，∞)，ΩRn有界且Ω逐片光滑，Δu=∑ni=12ux2i，(x，t)∈G.

边值条件：uN=g(u，x，t)，(x，t)∈Ω×R+，（2）

u(x，t)=0，(x，t)∈Ω×R+，（3）

本文总假定下列条件成立：

(H1) r(t)，m(t)，a(t)，aj(t)，τj(t)，σk(t)∈C(R+，R+); bk(x，t)∈C［×R+，(0，∞)］，bk(t)=minx∈Ωbk(x，t)，τj(t)≤t，σk(t)≤t，σ′k(t)≤1，cr(t)∈C(R+，R+)，0≤∑dr=1cr(t)

(H2) h(u)，hj(u)，fk(u)∈C(R，R)，且对u≠0有 fk(u)u≥Ckconst>0，uh(u)g(u，x，t)

引理1 设Q(t)∈C(［μ，+∞);R+)，Qk(t)，σk(t)∈C(［μ，+∞);R+)，σk(t)关于t为非减函数且σk(t)≤t，limt+∞(t－σk(t))=+∞，若条件

∫+∞t3 Qk(s)ds=+∞，(t3>0)(4)

成立，则微分不等式 Z′(t)+Q(t)Z(t)+∑nk=1Qk(t)Z(t－σk(t))≤0无最终正解.

证明 （反证法）假设Z(t)是微分不等式

Z′(t)+Q(t)Z(t)+∑nk=1Qk(t)Z(t－σk(t))≤0.

的一个最终正解，则存在t1>0，当t≥t1>0时，Z(t)>0，可得

Z′(t)+∑nk=1Qk(t)Z(t－σk(t))≤0

又σk(t)≤t，limt+∞(t－σk(t))=+∞，则存在t2≥t1>0，当t≥t2>0时，Z(t－σk(t))>0.因此

Z′(t)≤－∑nk=1Qk(t)Z(t－σk(t))，

故limt+∞Z(t)=C1≥0，则存在t3≥t2>0，当t>t3>0时，有Z(t－σk(t))≥C1.从而得

Z′(t)≤－C1∑nk=1Qk(t)(5)

第3期曾云辉：具非线性扩散系数和阻尼项的中立型双曲偏微分方程解的振动性

对(5)在［t3，t］上关于t积分，得Z(t)≤Z(t3)－C1∑nk=1∫t3tQk(s)ds，取极限并结合条件(4)有limt+∞Z(t)≤Z(t3)－C1∑nk=1∫t3∞Qk(s)ds=－∞这与Z(t)>0矛盾，引理1得证.

定理1 对于方程（1）、(2)，条件(H1)，(H2)及（4）成立，其中

Qk(t)=Ckbk(t)［1－∑dr=1cr(t)］θk［t－σk(t)］1－σ′k(t)r(t－σk(t))，0

若满足

∫+∞t21r(ξ)exp［－∫t1ξm(s)r(s)ds］dξ=+∞，（6）

则方程(1),(2)的所有解在G内是振动的.

证明 假设方程（1），（2）存在一个非振动解u(x，t)，不失一般性，不妨设u(x，t)>0，t≥t0>0，t0为某一常数（若u(x，t)0，u(x，t－τj(t))>0，u(x，t－σk(t))>0，u(δr(t))>0，j∈Im，k∈In.

方程（1）两边在Ω上关于x积分得：

ddtr(t)ddt［∫Ωu(x，t)dx+∑dr=1cr(t)∫Ωu(x，δr(t))dx］+m(t)

ddt［∫Ωu(x，t)dx+∑dr=1cr(t)∫Ωu(x，δr(t))dx］=a(t)∫Ωh(u)Δu(x，t)dx+∑mj=1aj(t)∫Ωhj(u(x，t－τj(t)))Δu(x，t－τj(t))dx－∑nk=1∫Ωbk(x，t)fk(u(x，t－σk(t)))dx，t≥t1，（7）

由Green公式及边值条件（2）和(H2)有：

∫Ωh(u)Δux，tdx=∫Ωh(u)u(x，t)Nds－∫Ωh′(u)gradu2dx=∫Ωh(u)g(u，x，t)ds－∫Ωh′(u)gradu2dx≤0， t≥t1，（8）

∫Ωhj(u(x，t－τj(t)))Δu(x，t－τj(t))dx≤0，j∈Im， t≥t1，（9）

其中ds是Ω上的面积元素，又由(H1)和(H2)有

∫Ωbk(x，t)fk(u(x，t－σk(t)))dx≥bk(t)Ck∫Ωu(x，t－σk(t))dx，(10)

令V(t)=∫Ωu(x，t)dx，则当t≥t1时，V(t)>0，由(7)~(10)可得：

r(t)［V(t)+∑dr=1cr(t)V(δr(t))］′′+m(t)［V(t)+∑dr=1cr(t)V(δr(t))］′+∑nk=1Ckbk(t)V(t－σk(t))≤0，

令y(t)=exp∫tt1m(s)r(s)ds，w(t)=［V(t)+∑dr=1cr(t)V(δr(t))］，则w(t)≥V(t)>0且有

［r(t)w′(t)］′+m(t)w′(t)+∑nk=1Ckbk(t)V(t－σk(t))≤0，t≥t1（11）

由于［r(t)w′(t)y(t)］′=［r(t)w′(t)］′y(t)+r(t)w′(t)y′(t)=［r(t)w′(t)］′y(t)+r(t)w′(t)y(t)m(t)r(t) =［r(t)w′(t)］′+m(t)w′(t)y(t)

因此， 1y(t)［r(t)w′(t)y(t)］′=［r(t)w′(t)］′+m(t)w′(t).

从而， 1y(t)［r(t)w′(t)y(t)］′+∑nk=1Ckbk(t)V(t－σk(t))≤0.

从而， ［r(t)w′(t)y(t)］′≤0.

下证：w′(t)≥0且不能w′(t)0.

若w′(t)0，使当t≥t2>0时，有

r(t)w′(t)y(t)≤r(t2)w′(t2)y(t2)=α

w′(t)≤αy(t)r(t)=α1r(t)exp(－∫tt1m(s)r(s)ds)(12)

对（12）式在［t2，t］上关于t积分，得

w(t)≤w(t2)+α∫tt21r(ξ)exp(－∫ξt1m(s)r(s)ds)dξ .（13）

对（13）取极限及条件（6）有

limt∞w(t)≤w(t2)+α∫+∞t21r(ξ)exp(－∫ξt1m(s)r(s)ds)dξ=－∞这与w(t)>0矛盾.

又若w(t)0，则［r(t)w′(t)y(t)］′0，由（16）可得∑nk=1Ckbk(t)V(t－σk(t))≤0，此不可能，因此，w′(t)≥0且不能w′(t)0.

于是有w(t)=［V(t)+∑dr=1cr(t)V(δr(t))］，则w(t)≥V(t)>0，得

V(t)=w(t)－∑dr=1cr(t)V(δr(t))≥w(t)－∑dr=1cr(t)w(δr(t))≥［1－∑dr=1cr(t)］w(t)，

V(t－σk(t))≥［1－∑dr=1cr(t)］w(t－σk(t))，

从而由（11）得

［r(t)w′(t)］′+m(t)w′(t)+∑nk=1Ckbk(t)［1－∑dr=1cr(t)］w(t－σk(t))≤0.

由微分中值定理，当t≥σk(t)>t2>0时，存在0

w(t－σk(t))≥θk［t－σk(t)］w′(t－σk(t))，

因此 ［r(t)w′(t)］′+m(t)w′(t)+∑nk=1Ckbk(t)［1－∑dr=1cr(t)］θk［t－σk(t)］w′(t－σk(t))≤0.

令Z(t)=r(t)w′(t)，则w′(t)=1r(t)Z(t)，w′(t - σk (t)) = 1 -σk ′ (t)r(t -σk (t))Z(t -σk (t))，

即Z′(t)+Q(t)Z(t)+∑nk=1Qk(t)Z(t－σk(t)≤0,（14）

其中Q(t)=m(t)r(t).

由引理1得微分不等式（14）无最终正解，因此，存在u≥t2>0，使当t≥u>0时，Z(t)=r(t)w′(t)≤0，故w′(t)≤0，这与已证的w′(t)≥0且不能w′(t)0矛盾.定理1得证.

为了讨论（1），（3）的振动性，引入如下引理.

引理2［8］ 设λ0是下列特征值问题

Δφ(x)+λφ(x)=0，x∈Ω，λ是常数，φ(x)=0，x∈Ω，

的最小特征值，φ(x)是与λ0对应的特征函数，则λ0>0，φ(x)>0，x∈Ω.

类似定理1的证明有：

定理2 设定理1中的条件全部满足，h(u)，hj(u)为常数（均设为1，j∈Im),则方程（1），（3）的所有解在G内是振动的.

参考文献:

［1］崔宝同，俞元洪，林诗仲.具有时滞的双曲型微分方程解的振动性［J］.应用数学学报，1996，19(1):80-89.

［2］何猛省，高述春.双曲时滞偏微分方程解的振动性质［J］.科学通报，2001，24（2）：295-301.

［3］陈大学，周树清.具有阻尼项和分布时滞的二阶中立型泛函微分方程解振动性［J］.西南师范大学学报:自然科学版，2007，32（5）：22-26.

［4］罗李平，欧阳自根.非线性时滞双曲型偏微分方程解的振动性质［J］.湖南师范大学学报:自然科学版，2006，34（2）：10-13.

［5］俞元洪，胡庆席.带有阻尼项的偏泛函微分方程解的振动准则［J］.数学的实践与认识，2000，30（3）：331-338.

［6］罗李平，具非线性扩散系数的脉冲时滞双曲型方程组的振动性［J］.自然科学进展，2008，18(3):341-344.

第13篇

（首都经济贸易大学，北京100070）

［摘要］本文以北京市商品房价格为研究对象，从供需两个角度分析影响房价的主要因素，运用计量经济学理论和建模思路，提出相关建议。

［

关键词 ］北京市；商品房价格；计量经济模型；回归分析

［DOI］10.13939/j.cnki.zgsc.2015.22.225

1计量分析

1.1影响因素

一是需求方面影响因素。北京市商品房价格需求因素主要包括：常住人口（X1）。一个城市的人口数量直接影响着这个城市的商品房消费总量。人均可支配收入（X2）。居民收入水平的高低直接影响了消费者对商品房的购买能力。商品房销售总面积（X3）。据北京市统计局对外公布统计信息显示，1998—2013年的商品房销售总面积是先上升后下降，而商品房销售均价却在波动攀升。

二是供给方面影响因素。商品房价格供给因素主要包括：建造成本（X4）。本文这一指标是指竣工房屋造价。土地价格（X5）。笔者认为地价与房价相互影响。竣工面积（X6）。房地产竣工面积在竞争激烈的房地产市场中不仅严重影响着房地产的价格，还对住房市场的买卖双方带来影响。房地产开发投资额（X7）。

1.2计量分析

（1）模型设定。把以上的七个指标变量作为自变量，把商品房销售价格作为被解释变量，以取自《北京市统计年鉴》的1998—2013年各个指标数据为样本来构建模型。根据样本数据的散点图可以判断被解释变量和变量之间存在线性关系，于是把模型的形式设定为：

（其中μ——随机误差项）

其中：Y——商品房销售价格（元/m2）；X1——常住人口（万人）；X2——人均可支配收入（元）；X3——销售总面积（万m2）；X4——建造成本（元/m2）；X5——土地价格（元/m2）；X6——竣工面积（万m2）；X7——房地产开发投资额（亿元）。

运用Eviews7.2软件，利用 OLS 回归得到如下结果：

（2）经济意义检验：从回归模型中可以看出，需求因素中，北京市常住人口、人均可支配收入、商品房建造成本的增加都将伴随北京市商品房平均价格的减少，这与现实不符合。北京市商品房销售总面积、土地价格的增加都将伴随北京市商品房平均价格的上升，而竣工面积与房地产开发投资额的增加都将伴随北京市商品房平均价格的减少，这都与现实相符合。

（3）统计检验：

①拟合优度检验：R2=0.998083，拟合程度较好，说明北京市商品房需求因素的 99.80%可由以上因素来解释。

②F检验：从回归模型的F检验值来看，F统计量的值为446.3776。伴随概率为0.000000 小于0.05，拒绝原假设β1=β2=β3=0，回归方程显著，即以上七个因素对商品房价格均有显著影响。

③t检验：X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7的t统计量的伴随概率分别为0.1572、0.9315、0.00216、0.1705、0.0004、0.0211、0.1630。可知，解释变量X1 、X2、X4、X7没有通过t检验，即对商品房价格的影响不显著。

（4）多重共线性检验：从t检验及其伴随概率来看，变量X1 、X2、X4、X7均不显著；并且方程拟合优度R2为0.998083，方程整体的F检验很显著。利用相关系数表判断出X1、X2、X4和X7之间确实存在严重多重共线性，所以采用Eviews自动逐步回归的方法修正模型。

修正后的模型如下所示：

修正后的X1 、X2、X5的t统计量的伴随概率分别为0.0000、 0.0198和0.0000。可知，解释变量X1 、X2、X5通过t检验，这说明多重共线性已被消除。

（5）异方差检验：对修正后的模型Y=-3.260336X1-0.189422X2+3.361794X5进行怀特检验，取显著水平α=0.05，nR2=6.668134，查表得临界值χ20.05（8）=15.51，nR2=6.668134<χ20.05=26.3，所以接受原假设，就可以认为不存在异方差。

（6）自相关检验：若给定显著水平0.05，查DW统计表可知，k=3，n=16，dL=0.98，dU=1.54，模型 中DW=2.417021，dU<DW<4-dU，表明模型中不存在自相关。

2结论与建议

2.1主要结论

（1）需求方面结论。从修正后的模型：InY=-18976.32+19.26663InX1-1.582425InX3可得出结论：北京市商品房价格居高不下与其不断增加的常住人口（X1）有着密不可分的联系。随着人口的增加，供不应求，商品房的价格增加也是情理之中的事。由于北京市已经是特大城市，人口已经众多，所以每增加一个单位的常住人口，会带来19.26663个单位的商品房价格的增加。北京市商品房销售总面积（X2）对其商品房价格也有影响，随着销售总面积的增加，其单位商品房价格将减少。

（2）供给方面结论。从修正后的模型：InY=1.968923InX5-0.479899InX7可以得出以下结论：开发商都是无利不起早的，随着土地价格（X5）的增加会带来房价的上升，这些成本的增加自然会被转嫁至消费者身上，所以推高北京市商品房价格是理所应当的。土地成本的上升会直接推高了房价，但不是地价决定了房价，因为商品房价格是还受其他因素影响。房地产开发投资额（X7）。房地产投资开发额占全社会固定资产投资的比重与商品房价格之间有一定的联系。但房地产开发投资额对商品房平均价格的影响又是不定的。本文研究的北京市商品房的房地产开发投资额的总增加并未带来商品房价格的增加，而是减少了0.479899个单位，这说明北京市房地产开发投资额的增加极有可能被用来改善供给住房的质量、档次及环境。

2.2主要建议

（1）合理疏解北京市人口。光靠严格的户籍制度和行政制度不行，还是应该合理疏解公共服务，以此吸引更多的人向津冀两地疏散，如此方能实现地区的资源合理配置。

（2）稳定土地的供应量。土地供应量直接影响相关建造成本，所以政府可以从控制土地供应量着手，使市场上房屋的相关建造成本在长期内处于一个合理的水平，这样就可以将房价的增长控制在一个合理的水平。

参考文献：

陈秋宇，罗茹月.商品房价格影响因素分析——基于M2供应量的实证研究［J］.经营管理者，2011（1）.

第14篇

关键词：体外受精-胚胎移植；黄体支持；妊娠结局

Abstract：Objective To investigate the in vitro fertilization and embryo transfer（IVF-ET）after two different luteal support effect on the outcome of IVF-ET methods.Methods From in vitro fertilization in March 2015～2016 year in March in our hospital，embryo transplant patients，100 cases enrolled in this study，according to the different luteal support method，divided into group A（n=50）and group B （n=50），group A with dydrogesterone oral treatment，group B with intramuscular injection of progesterone injection therapy，evaluation of clinical treatment the effect of group A and group B patients.Results Group A and group B patients clinical pregnancy rate，ectopic pregnancy rate，early abortion rate had no significant difference（P>0.05）； The incidence of adverse reactions in group A was 0.00%，which was lower than that in group B 14.00%，（P

Key words：In vitro fertilization and embryo transfer；Luteal support；Pregnancy outcome

w外受精-胚胎移植（IVF-ET）是一种人工生育技术，也称为试管婴儿，指取出卵子和，置于试管内使其受精，再将胚胎前体移植回母体子宫内发育成胎儿，在临床得到了广泛应用。在IVF-ET周期，黄体期是胚胎移植术后的常规，黄体支持的药物种类、给药方式、剂量等目前尚未完全统一，常见药物包括地屈孕酮、黄体酮等。本文收集100例IVF-ET患者临床资料，分析两种不同黄体支持方法对治疗结局的影响，情况如下。

1资料与方法

1.1一般资料 随机选取我院近年来收治的100例体外受精-胚胎移植病例，年龄26～37岁，平均年龄（32.45±3.03）岁；不孕1～15年，平均（6.72±1.16）年；原发性不孕42例，继发性不孕58例；不孕原因：男性因素18例，输卵管因素67例，排卵障碍3例，不明原因7例，其他因素5例。纳入标准[1]：年龄≤40岁；近3个月内未服用激素类药物；排除冠心病、糖尿病、高血压、恶性肿瘤、精神异常者；接受常规IVF或单胞浆内注射的胚胎移植周期；取卵≤20个；自愿签署知情同意书。将100例患者分为甲组50例和乙组50例，2组病例年龄、不孕时间、不孕原因等比较，均衡性较高（P>0.05）。

1.2方法

1.2.1分组 取卵后黄体支持方法分为甲组和乙组各50例，甲组取卵当日给予10 mg地屈孕酮片（商品名：达芙通，荷兰 Abbott Healthcare Products B.V.，注册证号：H20110211），3次/d，若为临床妊娠，连续用药至移植后2个月。乙组取卵当日给予40 mg黄体酮针剂（广州白云山明兴制药有限公司，国药准字：H44020562）肌注，1次/d，临床妊娠者，持续给药至移植后2个月。

1.2.2控制超排卵方案 IVF-ET应用黄体中期降调节方案实施控制性超排卵。在前次月经周期21 d开始降调节，隔日给予0.1 mg醋酸曲普瑞林注射液（成都天台山制药有限公司，国药准字：H20058648）皮下注射，在月经第3～6 d查血清激素和B超监测，当达到降调节要求（LH

1.3评价指标 详细记录两组患者临床妊娠率、宫外孕率、早期流产率等，统计两组不良反应发生情况。

1.4统计学分析 在专业统计学软件（SPSS19.0）中处理和分析研究数据，研究出现的计量数据，采用（x±s）形式表示，接受t检验；研究出现的计数数据，应用（n，%）形式描述，接受？字2检验，当P

2结果

2.1 IVF-ET结局比较 两组患者临床妊娠率、宫外孕率、早期流产率等指标比较，差异无统计学意义（P>0.05），见表1。

2.2不良反比较 甲组患者未出现明显不良反应，乙组患者出现2例蜂窝织炎，5例臀部硬结，不良反应发生率为14.00%，经外科治疗后均好转。两组患者不良反应发生率比较，差异有统计学意义（？字2=15.0538，P=0.0001）。

3讨论

体外受精-胚胎移植（IVF-ET）是临床常见的辅助生殖技术，在促排卵过程中，促性腺激素释放激素类似物及促性腺激素释放激素拮抗剂的应用，对内源性促黄体生成素的分泌进行抑制，降低黄体期孕酮水平[2]。取卵过程抽吸调卵泡颗粒细胞，减少黄体细胞数，均导致黄体功能不足。在IVF-ET黄体期缺乏黄体生成素的支持，会影响雌孕激素分泌，从而影响胚胎种植率和妊娠率，同时增加流产风险[3]。因此加强IVF-ET黄体支持，对改善黄体功能、增加胚胎种植率至关重要。

黄体酮用于黄体支持的临床价值是临床公认的，有利于提高胚胎种植率和临床妊娠率。黄体酮给药方法较多，如肌注、口服、阴道给药等。黄卡立等[4]研究发现黄体酮口服和黄体酮针剂进行IVF-ET术黄体支持所获得的妊娠结局一致。项云改等[5]提出黄体酮经阴道给药进行黄体支持，可获得与黄体酮针剂相同的治疗结局。黄体酮三种给药方式各有优缺点，经阴道给药可减轻患者痛苦，但给药频率与药物所含微粒化孕酮水平有关，国内研究甚少；长期注射会引起局部硬结，甚至形成脓肿，严重时需要手术治疗；口服给药最方便，但药物经胃肠吸收后迅速代谢，生物利用度有待商榷[6-7]。

本文研究对比分析了地屈孕酮和黄体酮针剂的临床效果，结果显示两组患者临床妊娠率、宫外孕率、早期流产率比较，差异无统计学意义（P>0.05），表明地屈孕酮和黄体酮针剂进行黄体支持可获得一致的IVF-ET结局。地屈孕酮是黄体酮的异构体，与孕激素受体的亲和力较强，口服后生物活性高；同时，地屈孕酮无雄激素、雌激素、肾上腺皮质激素样作用，不会引起女胎男化、胎儿畸形等[8]。从2.2发现地屈孕酮未见明显药物不良反应，安全性更高。地屈孕酮给药方便，可提高患者的耐受性和依从性，但美中不足的是相对黄体酮针剂来讲地屈孕酮费用较高。

综上所述，IVF-ET术给予地屈孕酮进行黄体支持，可获得与黄体酮针剂一样的IVF-ET结局，可考虑将地屈孕酮代替黄体酮针剂。抛开费用问题，地屈孕酮是一种方便、有效的黄体支持方法，具有重要的临床价值。

参考文献：

[1]黄卡立.两种黄体支持方法在多囊卵巢综合征不孕患者体外受精-胚胎移植后妊娠结局的对比研究[J].中国实用医药，2010，5（9）：79-80.

[2]郭畅，李桂荣，韩宝生，等.不同黄体支持方案对多囊卵巢综合征患者行IVF-ET治疗后妊娠结局的影响[J].中国煤炭工业医学杂志，2013，16（12）：1964-1966.

[3]周卫琴，夏飞，何琦，等.不同黄体支持方法对体外受精-胚胎移植结果的影响[J].实用医院临床杂志，2014，11（5）：57-59，60.

[4]黄卡立，檀大羡.3种黄体支持方法在体外受精-胚胎移植术后对妊娠结局的影响[J].中国计划生育和妇产科，2010，02（3）：5-7.

[5]项云改，宋玉霞，李艳，等.不同黄体支持方案对体外受精-胚胎移植结局的影响[J].中国妇幼保健，2015，30（15）：2390-2392.

[6]回艳涛，张玲.体外受精-胚胎移植黄体支持期黄体酮不同注射方法的效果评价[J].中国实用护理杂志，2013，29（17）：36-37.

第15篇

【关键词】数据包络分析;社区健康服务中心;相对效率评价

【中图分类号】R197.1 【文献标识码】 B 【文章编号】1005-0515(2010)007-149-03

医疗体制改革一直是困扰我国卫生工作者的问题,虽然自改革开放以来,我国的医疗卫生资源有了大幅度的提高,但“看病难、看病贵”的问题始终未得到解决。这与我国目前的医疗体制有很大关系,其中医疗资源不足和分布不平衡是其中的重要原因之一。社康中心本着“大病去医院,小病进社康”的原则,可以有效缓解医院的就诊压力。当前社康中心还承担者健康促进、卫生防病、妇幼保健、老年保健、慢性病防治等功能,合理地对其服务效率进行评价,是提高其服务水平的关键。

1 材料和方法

1.1材料 资料来自深圳市光明新区各社区健康服务中心2008年投入和产出数据,投入指标包括人员总数,固定资产总金额和年业务支出,产出指标包括门急诊人次,计免人次,年业务收入,慢性病防治、妇幼保健和老年保健人次总和。

1.2方法 采用数据包络分析(DEA)方法的C2R模型和C2GS2模型,计算各参评单位的总体效率值、技术效率值、规模效率值和各指标的投影值。C2R模型构造如下[1][2]:

s.t.

,

,

其中 、 为被评价社区健康服务中心的投入和产出量, 为代表社区健康服务中心相对效率的评价指数, 为各指标的权重系数, 为决策单元个数, 、 为松弛变量和剩余变量。若在DEA模型中加入 的限制条件,就变成了C2GS2模型。

上述模型利用SAS宏程序[3],通过OR的线形规划(LP)进行DEA求解。

2 结果

2.1社康中心总体效率、技术效率和规模效率分析 在参评的33家社康中心中,总体有效(总体效率值为1)的共有6家,占参评单位的18.18%。技术效率值为1,即技术有效的社康中心共有13家,占总数的39.39%。规模效率值为1,即规模有效的社康中心共7家,占总数的21.21%。规模偏小的社康中心有19家,规模偏大的社康中心有7家,见表1

2.1 各指标的投影分析 如果在目前规模下,在保持产出不变时,人员总数可以减少63人,固定资产可减少550万元,业务支出可减少845万元。如果所有效率低下的社康中心都能提高效率,门急诊人次还可增加6.93万人,计免人次可增加7.12万人,慢性病防治、妇幼保健、老年保健人次可增加4047人,年业务收入可增加27.25万元,见表2。3 讨论

在参评的33家社康中心中,总体有效(总体效率值为1)的共有6家,占全部社康中心的18.18%,说明光明新区社康中心的总体效率不高。这些社康中心在人员总数、固定资产总金额和年业务支出等各项投入方面已经得到了充分的利用,达到了最佳的产出值。在规模收益方面,这6所社康中心处于适度的规模,即规模效益不变的状态。其余的27所社康中心的总体效率值小于1,即处于非总体有效的状态,它们还存在投入过剩和产出不足,或者规模偏大或偏小等问题。在非总体有效的社康中心中,总体效率值最低的为0.411,说明该社康中心与规模有效的社康中心相比,它仅发挥了41.10%的效率水平。

在参评的33家社康中心中,技术效率值为1,即技术有效的社康中心共有13家,占总数的39.39%,稍好于总体有效。技术有效的社康中心在目前的规模下,人员总数、床位数、固定资产总金额和年业务支出这些资源均得到了充分的利用,达到了最大的产出。另外20家社康中心为非技术有效(技术效率值

在参评的33家社康中心中,规模有效(规模效率值为1)的社康中心共7家,占总数的21.21%。这些社康中心的规模收益不变,即在当前的技术水平下已经处于理想的规模,它们应该考虑通过提高社康中心的服务水平来进一步提高社康中心的总体效率。其余26家社康中心为非规模有效,其中7家社康中心为规模收益递减(规模效率值>1),这些社康中心现有规模偏大,产出的增长速度低于投入的增长速度,应当适当控制甚至压缩规模;另外19家社康中心为规模收益递增(规模效率值

通过投入和产出指标的投影分析,如果在目前规模下,在保持产出不变时,人员总数可以减少63人,固定资产可减少550万元,业务支出可减少845万元。要达到此目的,全区社康中心应该从整体上提高自己的技术水平和管理水平和服务水平。从产出情况来看,如果所有效率低下的社康中心都能提高效率,门急诊人次还可增加6.93万人,计免人次可增加7.12万人,慢性病防治、妇幼保健、老年保健人次可增加4047人,年业务收入可增加27.25万元。

从以上指标的分析中,年业务收入增加比较少。33家社康中心年业务收入的投影值中,只有3家社康中心未达到最大的产出,所以这33家社康中心绝大部分是不能以提高收入为目的的。

参考文献

1.Charnes A,Cooper W W and Rhodes E. Measuring the efficiency of decision making units[J]. European Journal of Operational Research,1978,2:429-444

2.魏权龄.数据包络分析[M].北京:科学出版社,2004:1-118

3.倪勤.SAS最优化软件速成[M].北京:科学出版社,1998:25-31

4.吴文江.数据包络分析及其应用[M].北京:中国统计出版社,2002:64-128