統(tǒng)計學平均增長率精選(九篇)

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第1篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

關鍵詞：遼吉黑經(jīng)濟圈；Malmquist指數(shù)；全要素生產(chǎn)率；技術效率；規(guī)模效率

一、 引言

隨著經(jīng)濟全球化和世界經(jīng)濟一體化的發(fā)展，物流業(yè)已經(jīng)成為聯(lián)系生產(chǎn)和消費的中心樞紐，在我國社會經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用，物流業(yè)能夠吸納就業(yè)、促進生產(chǎn)、拉動消費，并能夠促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加快經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，進而增強國民經(jīng)濟競爭力。為此，學術界展開了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率相關問題的研究。自1953年瑞典經(jīng)濟學家和統(tǒng)計學家StenMalmquist率先提出了Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)以來該指數(shù)得到了廣泛的應用。在我國谷彬（2008）將全要素生產(chǎn)率增長分解為技術進步、技術效率改進、配置效率改進和規(guī)模效率改進四個方面，測算了服務業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長構(gòu)成，認為技術效率改進是主導全要素生產(chǎn)率變化的核心因素。莊玉良等（2009）通過對我國物流業(yè)跨期動態(tài)效率變化的Malmquist指數(shù)分析，認為技術進步與創(chuàng)新是物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要原因。本文利用Malmquist指數(shù)對我國區(qū)域物流業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測算與分解，進而對遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的“追趕效應”與“增長效應”與全國進行對比分析。

二、 Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型原理與變量選取

Caves等（1982）將Malmquist指數(shù)與DEA理論相結(jié)合，利用Malmquist投入和產(chǎn)出距離函數(shù)定義了全要素生產(chǎn)率人，本文使用的Malmquist指數(shù)公式為：

Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=■

式中x和y分別表示投入和產(chǎn)出，這里測度了以t期為基期從t時期到t+1時期的全要素生產(chǎn)率的變化。也可以定義以t+1期為基期的條件下，從t時期到t+1時期的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。由于兩種方式測算的Malmquist生產(chǎn)率值不一定相等，計算二者的幾何平均值來衡量兩時期間的生產(chǎn)率變化。該指數(shù)大于1表明從t時期到t+1時期全要素生產(chǎn)率是增長的；反之，表明生產(chǎn)率下降。全要素生產(chǎn)率可以分解為技術效率變化EFFCH（Technical Efficiency Change）和技術進步TECHCH（Technical Change）。Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=EFFCH×TECHCH。技術效率的變化可以進一步分解為純技術效率變化（PEFFCH，Pure Technical Efficiency Change）和規(guī)模效率變化（SECH，Scale Efficiency Change），即EFFCHCH=PEFFCH×SECH，其中PEFFCH>1表示純技術效率改善；反之，則表示純技術效率不存在改善。SECH>1表示決策單位的規(guī)模效率提高，趨向于最佳規(guī)模，反之，表示規(guī)模報酬下降。也即Malmquist指數(shù)可以分解為M=EFFCH×TECHCH=PEFFCH×SECH×TECHCH，式中 EFFCH是規(guī)模報酬不變（CRS）且要素可自由處置條件下的效率變化指數(shù)，它測度了從t時期到t+1時期的決策評價單元到最佳生產(chǎn)可能性邊界的追趕程度，稱為“追趕效應”。EFFCH大于1表明決策評價單元更接近生產(chǎn)前沿，相對技術效率有所提升；TECHCH為技術進步變化指數(shù)，測度了技術邊界從t時期到t+1時期的移動，稱為“增長效應”，TECHCH大于1說明出現(xiàn)了技術進步或技術創(chuàng)新，生產(chǎn)前沿面向上移動。

本文選取我國30個省市（鑒于早期重慶數(shù)據(jù)不完整，將其并入四川省來考慮）1991~2010年的物流業(yè)數(shù)據(jù)，選取固定資產(chǎn)投資和物流業(yè)的從業(yè)人數(shù)兩個投入要素變量，采用物流業(yè)的增加值作為產(chǎn)出指標，主要衡量物流業(yè)產(chǎn)出的總量規(guī)模。具體數(shù)據(jù)來源于各年的《中國統(tǒng)計年鑒》。為了將遼吉黑物流業(yè)與區(qū)物流業(yè)的發(fā)展變化進行比較，本文將分1991年~2000年和2000年~2010年兩階段對我國區(qū)域物流業(yè)Malmquist指數(shù)進行測算，并與1991年~2010年測算的結(jié)果進行比較。

三、 基于Malmquist指數(shù)的遼吉黑物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的追趕效應與增長效應分析

應用軟件Deaper2.1可以將全要素生產(chǎn)率（TFPCH） 分解為技術效率變化指數(shù)（EFFCH）和技術進步指數(shù) （TECHCH），其中前者衡量決策單位生產(chǎn)靠近當期生產(chǎn)前沿邊界的程度，稱為“追趕效應”；后者衡量生產(chǎn)前沿邊界的移動程度，稱為“增長效應”；并將技術效率變化指數(shù) （EFFCH）分解為純技術效率變動（PECH）和規(guī)模效率變動 （SECH）。為便于對比分析，本文將1991年~2010年物流業(yè)數(shù)據(jù)劃分為1991年~2010年、1991年~2000年和2000年~2010年三個區(qū)段進行測算分析，計算結(jié)果如表1所示。

表1給出了1991~2010年我國區(qū)及全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的均值，這一階段全國物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值略小于1，技術效率增長率為-0.8%，技術進步增長率為0.4%，負向的“追趕效應”大于正向的“增長效應”，導致全要素生產(chǎn)率呈負向增長。在區(qū)中東部沿海、北部沿海、西北地區(qū)和南部沿海四個區(qū)域物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈正向增長，其他區(qū)域呈負向增長。東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均值低于全國平均水平，且在區(qū)中效率水平最低。在技術效率方面，東北地區(qū)技術效率變化的均值在區(qū)位于下游水平，略高于南部沿海和西南地區(qū)，其中純技術效率變化均值略高于南部沿海和西南地區(qū)，排在區(qū)的第六位；規(guī)模效率變動均值與西南地區(qū)相同，在區(qū)中位列第五位，純技術效率和規(guī)模效率均值均小于1，并且小于全國均值，這說明東北地區(qū)的物流業(yè)內(nèi)部管理水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模都相對有限，有待于進一步提高。從技術進步方面看，東北地區(qū)的技術進步增長率為負值，且遠低于全國平均水平，技術進步的嚴重滯后是阻礙東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的關鍵因素。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，黑龍江省物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術效率和純技術效率三項效率值均高于遼寧省和吉林省；遼寧省物流業(yè)的技術進步變化指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)均高于黑龍江省和吉林省。除遼寧省的規(guī)模效率變化指數(shù)實現(xiàn)正向增長外，其他效率值都小于1，處于負向增長狀態(tài)，而且技術效率變化指數(shù)均高于技術進步變化指數(shù)。這說明遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)整體發(fā)展水平較低，而且技術進步水平較低是阻礙東北三省物流業(yè)發(fā)展的瓶頸因素。

由表1測算結(jié)果還可以看出，1991年~2000年全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率整體水平呈下滑狀態(tài)，而且遼吉黑經(jīng)濟圈全要素生產(chǎn)率下降幅度明顯大于全國平均水平。具體來說，全國全要素生產(chǎn)率平均增長率為-7.7%，技術效率平均增長率為-3.2%，技術進步平均增長率為-4.7%，這表明技術效率和技術進步分別具有負向的“追趕效應”和“增長效應”，兩者共同作用導致全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負向增長。技術效率變動亦可分解為純技術效率變動和規(guī)模效率變動，全國物流業(yè)的純技術效率和規(guī)模效率平均增長率分別為-2.1%和-1.1%，兩者都對技術效率水平造成負向影響。與此同時，東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率平均增長率為-9.7%，低于全國相應水平，技術效率變化均值為1.006，高于全國平均水平。其中純技術效率和規(guī)模效率平均增長率分別為-0.2%和0.8%，負向的純技術效率和正向的規(guī)模效率共同作用導致物流業(yè)技術效率增長率實現(xiàn)正向增長。技術進步變化均值為0.898，低于全國平均水平。這說明與全國物流業(yè)發(fā)展狀況相同，遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的障礙主要是技術進步水平較低。

在區(qū)中除南部沿海地區(qū)外，包括東北地區(qū)在內(nèi)的其他七個區(qū)域物流業(yè)均處于負向增長狀態(tài)，其中東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均值在區(qū)中處于第六位，高于黃河中游地區(qū)和西南地區(qū)。從技術進步變化指數(shù)來看，我國物流業(yè)“增長效應”表現(xiàn)最為顯著的是南部沿海地區(qū)，技術進步變化指數(shù)為1.090，其他地區(qū)均小于1，東北地區(qū)和黃河中游表現(xiàn)最差，均為0.898。從技術效率變化指數(shù)來看，東北地區(qū)的“追趕效應”較為顯著，技術效率變化指數(shù)大于1，位于區(qū)之首。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，遼吉黑三省全要素生產(chǎn)率和技術進步變化指數(shù)均呈負向增長，吉林省和黑龍江省物流業(yè)技術效率實現(xiàn)了正向增長，遼寧省技術效率呈負向增長，其中吉林省的純技術效率增長率為0.8%，規(guī)模效率值為1，黑龍江省的純技術效率和規(guī)模效率的增長率分別為2.5%和0.8%，遼寧省純技術效率和規(guī)模效率的增長率分別為-3.8%和1.5%，這說明遼寧省物流業(yè)內(nèi)部管理水平有待提高。從以上分析可以看出，1991年~2000年技術進步水平滯后是阻礙遼吉黑經(jīng)濟圈整體及各省物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提升的主要因素，為此，在今后物流業(yè)的發(fā)展應加大物流業(yè)技術研發(fā)投入力度，逐步提高東北地區(qū)物流業(yè)的技術進步水平。

對比表1中1991年~2010年和1991年~2000兩時間區(qū)間東北地區(qū)和全國的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)為負向增長，與1991年~2010年物流業(yè)整體發(fā)展情況相比，1991年~2000年全國和東北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值相對較低，這說明1991年~2010年全國和東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平始終不高，而且2000年~2010年全國和東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平要高于1991年~2010年。

由表1的測算結(jié)果可知，2000年~2010年全國物流業(yè)呈現(xiàn)較快的發(fā)展，全要素生產(chǎn)率呈正向增長狀態(tài)，但遼吉黑經(jīng)濟圈的全要素生產(chǎn)率仍呈負向增長態(tài)勢。具體地講，全國全要素生產(chǎn)率平均增長率為6.7%，技術效率增長率為1.4%，技術進步增長率為5.2%，其中純技術效率和規(guī)模效率的增長率分別為-0.2%和1.6%，正向的規(guī)模效應大于負向純技術效率作用，在二者共同作用下技術效率水平呈現(xiàn)上升趨勢。可見，在全國物流業(yè)正向的“追趕效應”和“增長效應”共同作用下，全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率實現(xiàn)了正向增長。與此同時，東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率為-6.9%，技術效率增長率和技術進步增長率分別為-4.2% 和-2.9%，其中純技術效率變動增長率為-4.5%，規(guī)模效率變動增長率為0.4%，負向的“追趕效應”和“增長效應”共同作用導致遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)呈負向增長態(tài)勢。

在區(qū)中僅東北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值為0.931，其他地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均呈正向增長，其中東部沿海全要素生產(chǎn)率水平最高，平均增長率為11.3%；東北地區(qū)的技術效率和技術進步增長率分別為-4.2%和-2.9%，其中純技術效率和規(guī)模效率增長分別為-4.5%和0.4%。東北地區(qū)的技術效率和技術進步水平在區(qū)中均處于最低水平，負向的“追趕效應”和“增長效應”共同作用導致東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負向增長。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，遼吉黑三省的全要素生產(chǎn)率、技術效率變化指數(shù)、技術進步變化指數(shù)和純技術效率值均小于1，遼寧省和黑龍江省的規(guī)模效率水平有所提高，吉林省的規(guī)模效率水平出現(xiàn)下降，可見東北三省物流業(yè)發(fā)展情況都相對較差，各項效率值均低于全國平均水平。

對比表1中1991年~2000年和2000年~2010年我國物流業(yè)各項效率水平均得到大幅度提高，全要素生產(chǎn)率平均增長率由-7.7%增加到6.7%。相比全國總體水平，遼吉黑經(jīng)濟圈綜合要素生產(chǎn)率均值增幅較小，由-0.97%增加到-0.69%，其中技術效率水平出現(xiàn)下降，技術進步水平有所提高，但三項效率值均小于1，即處于負向增長狀態(tài)。

從表1中可以看出，與1991年~2010年全國物流業(yè)總體發(fā)展水平相比，2000年~2010年間全國物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值相對較高，其中全要素生產(chǎn)率增加0.071，技術效率變化均值增加0.022，技術進步變化均值增加0.048。可見全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平在逐步提升。與全國物流業(yè)效率水平的變動情況相比，東北地區(qū)2000年~2010年與1991年~2010年兩個時間區(qū)間各項效率均值變動較少，這表明遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)相比全國總體水平發(fā)展比較緩慢，效率水平相對較低，應當通過提高技術效率形成的追趕效應和技術進步引發(fā)的增長效應共同加速全要素生產(chǎn)率水平的提升。

四、 結(jié)論

本文分別對1991年~2010年間以及1991年~2000年和2000年~2010年兩個階段我國區(qū)物流業(yè)的Malmquist指數(shù)進行了測算和分解，并將遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率與其他區(qū)域進行了對比分析。結(jié)果表明：（1）1991年~2010年全國全要素生產(chǎn)率呈負向增長態(tài)勢，負向的“追趕效應”大于正向的“增長效應”，從而導致全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負向增長。遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)各項效率均值均低于全國平均水平，由于負向的“追趕效應”和“增長效應”共同導致全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負向增長，而且技術進步的嚴重滯后是阻礙東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的主要因素。這說明遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)整體發(fā)展水平較低，提升技術進步水平是促進遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)發(fā)展的關鍵。（2）1991年~2000年全國物流業(yè)總體發(fā)展比較緩慢，僅南部沿海實現(xiàn)了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向增長。遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)增長率低于全國平均水平，技術進步水平滯后是阻礙遼吉黑經(jīng)濟圈整體及各省物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提升的關鍵因素，因此，應不斷加大物流業(yè)技術研發(fā)力度，使得技術進步形成的“增長效率”由負向影響轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊懀瑥亩行岣呷厣a(chǎn)率水平。（3）2000年~2010年我國物流業(yè)得到較快發(fā)展，正向的“增長效應”與“追趕效應”共同促進了全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的快速提高。遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率仍然小于1，而其他七大區(qū)域物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均實現(xiàn)正向增長。負向的“追趕效應”和“增長效應”共同導致2000年~2010年東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負向增長。可見2000年~2010年阻礙東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的要素同時包括技術效率和技術進步，因此，應當在繼續(xù)推進產(chǎn)業(yè)技術進步基礎上，通過提高物流業(yè)內(nèi)部管理水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模促進物流業(yè)生產(chǎn)效率的進步。

綜合以上分析可以看出，1991年~2010年遼吉黑經(jīng)濟圈物流業(yè)發(fā)展水平在區(qū)中始終處于中下游，低于全國總體水平且進步較慢。在1991年~2000年間技術進步水平低下是阻礙物流業(yè)發(fā)展的關鍵因素；在2000年~2010年間技術效率水平低下和技術進步滯后是物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平不斷下滑的決定因素，因此，大力推進物流業(yè)技術研發(fā)與創(chuàng)新從而提高“增長效應”是提高東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平的主要措施，同時，應該調(diào)整物流業(yè)投資的行業(yè)分布，優(yōu)化整合物流業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，加大“追趕”力度，從提升運營管理水平和規(guī)模報酬兩方面入手提高物流業(yè)綜合技術效率水平。

參考文獻：

1. 谷彬．中國服務業(yè)技術效率測算與影響因素實證研究——來自歷史數(shù)據(jù)修訂的史實證據(jù).統(tǒng)計研究，2009，8（26）：63-70．

2. 莊玉良，吳會娟，賀超．我國物流業(yè)效率動態(tài)變化的Malmquist指數(shù)研究.統(tǒng)計與決策，2009，（5）：21-23.

3. Caves，D.W. L.R. Christensen and W.E .Diewert．The Economic Theory of Index Numbers and Measurement of Input，Output，and Productivity．Econometrica，1982，50（6）：1393-1414．

基金項目：國家社科基金項目資助（項目號：10BJL041）；教育部人文社會科學研究規(guī)劃基金項目資助（項目號： 08JA790054）。

第2篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

關鍵詞:全要素生產(chǎn)率;Malmquist指數(shù);資源型城市

中圖分類號:F290 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2010)05-00090-03

資源型城市主要是依靠當?shù)氐牡V產(chǎn)和森林等資源的開發(fā)而興建或發(fā)展起來的城市,是我國城市經(jīng)濟乃至整個國民經(jīng)濟的重要組成部分。然而,經(jīng)過多年的開發(fā),這些城市普遍存在資源儲備逐漸枯竭、開采成本急劇上升、下崗人員大幅增加、生態(tài)環(huán)境嚴重破壞等問題。很多學者做了相關的研究,趙天石 (2004)[1]、王福君 (2006)[2]、姜春海、王竹梅(2007)[3]就資源型城市的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型做了研究;夏永詳、沈濱(1998)[4]、馬傳棟 (1999)[5]、趙天石(2001)[6]還分別就資源型城市的可持續(xù)發(fā)展提出了相應的政策建議。

由于森林型城市是一個特殊的城市類型,與其他類型的資源型城市較少有明顯的共性,所以,本文的重點放在不可再生的礦產(chǎn)資源類型城市上,根據(jù)文獻[7]的研究,以50個地級以上資源型城市為研究對象,運用基于DEA的Malmquist指數(shù)分析了1990-2007年間這些城市的全要素生產(chǎn)率變動情況,并通過對全要素生產(chǎn)率的分解,進一步考察城市發(fā)展的內(nèi)在動力。

一、模型和方法

Malmquist指數(shù)是由瑞典經(jīng)濟學家和統(tǒng)計學家Sten Malmquist于1953年提出的,而后Malmquist指數(shù)被應用于投入產(chǎn)出方面的分析,在評價產(chǎn)業(yè)中企業(yè)效率的動態(tài)變化的研究領域被廣泛應用。本文主要采用非參數(shù)方法中的基于輸出的Malmquist指數(shù)法來測算并分解資源型城市的全要素生產(chǎn)率。

根據(jù)Fare R,為了避免時期選擇的隨意性可能導致的差異,從時期t到時期t+1生產(chǎn)率變化的Malmquist指數(shù)及其分解如下式:

M(x,y,x,y)=×

=TC×EC

=TC×PTC×SEC

式中,(x,y)和(x,y)分別為第t期和第t+1期的投入產(chǎn)出組合,D和D分別表示以時期t的技術為參照,時期t和時期t+1的距離函數(shù),下標0表示基于產(chǎn)出的距離函數(shù)。公式左端的Malmquist指數(shù)可以分解為固定生產(chǎn)規(guī)模假設下的技術進步變動指數(shù)(TC)與技術效率變動指數(shù)(EC),技術效率變動指數(shù)又可進一步被分解為純技術效率變動(PTC)與規(guī)模效率變動(SEC)。M>1,表示生產(chǎn)率呈上升趨勢;M

二、指標選擇與數(shù)據(jù)來源

DEA指標選擇應遵循目的性、精簡性、關聯(lián)性、多樣性的原則,本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值、工業(yè)總產(chǎn)值、社會商品零售總額作為模型的輸出;選擇年末市區(qū)非農(nóng)業(yè)人口、建成區(qū)面積、固定資產(chǎn)投資總額、上年固定資產(chǎn)凈值作為模型的輸入。

本文數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒(1991―2008)》,樣本區(qū)間為1990―2007年,所有數(shù)據(jù)均為不含市轄縣的市區(qū)數(shù)據(jù),相關經(jīng)濟指標統(tǒng)一按照國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)轉(zhuǎn)化為以1990年基期為標準的數(shù)值。

三、實證結(jié)果與分析

(一)資源型城市全要素生產(chǎn)率的變化趨勢

本文計算了1990―2007年間我國50個地級以上資源型城市的全要素生產(chǎn)率變動(Malmquist指數(shù))及其構(gòu)成要素的變動情況。表1給出了資源型城市歷年平均Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其分解結(jié)果,圖1則是Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其組成部分的波動情況。

可以看出,1990―2007年間,我國50個地級以上資源型城市全要素生產(chǎn)率的平均增長率為0.8%,增長的動力主要來源于投入產(chǎn)出效率的提高,投入產(chǎn)出技術略有進步。技術效率的提高主要是由規(guī)模技術效率的提高導致的,增長率為0.5%,純技術效率略有增長。從歷年變化趨勢來看,1996―2001年、2001―2005年兩個時期,全要素生產(chǎn)率分別呈現(xiàn)上升的趨勢,技術進步在這兩個時期也大體上呈現(xiàn)上升的趨勢,而技術效率正好相反,并且這種上升與下降的反差在2001―2005年表現(xiàn)得尤為突出。

(二)從依賴資源類型考察全要素生產(chǎn)率的變化趨勢

由于不同的礦產(chǎn)資源在開發(fā)手段、資源屬性、利用程度等方面存在差異性,使得相應資源型城市的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)具有明顯的差異,因此,本文按照依賴資源分類,分別計算了煤炭城市、石油城市、冶金城市和綜合城市的全要素生產(chǎn)率變動情況。結(jié)果如表2。

可以看出,除煤炭城市外,其余類型城市的全要素生產(chǎn)率指數(shù)均大于1,并且從大到小按照石油、冶金、綜合、煤炭城市的順序排列。其中,石油城市的增長率最高為2%,煤炭城市的增長率最低為-1%,主要是由投入產(chǎn)出技術的差異引起的。發(fā)現(xiàn)煤炭城市的技術進步變動指數(shù)最小,技術效率也比較低,而規(guī)模技術效率在四類城市中是最高的。

四、結(jié)論

1990―2007年間,我國50個地級以上資源型城市的全要素生產(chǎn)率呈輕微增長,平均增長率為0.8%,技術效率的提高比較明顯,并且不同類型城市的各效率指標值存在明顯的差異。因此,我國資源型城市應根據(jù)所依賴的礦產(chǎn)資源的特性,結(jié)合上下游產(chǎn)業(yè)鏈的結(jié)構(gòu)特點,加大技術投入研發(fā)力度。同時,要加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的步伐,從而使全要素生產(chǎn)率的增長達到以技術進步和技術效率提升為支撐的質(zhì)的增長階段。

參考文獻:

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第3篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

論文關鍵詞：知識產(chǎn)權(quán),經(jīng)濟發(fā)展,統(tǒng)計分析,格蘭杰因果檢驗

知識產(chǎn)權(quán)是指人們就其智力勞動成果所依法享有的專有權(quán)或獨占權(quán)，其對經(jīng)濟發(fā)展具有重要的推動和促進作用[1-2]。很多學者認為以專利為代表的技術創(chuàng)新成果對我國的經(jīng)濟發(fā)展有很大的貢獻。趙彥云和劉思明的研究表明，發(fā)明專利等原始技術創(chuàng)新對我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變具有重要作用[3]。殷青偉和翁磊的研究表明，江蘇省專利產(chǎn)出與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系和格蘭杰因果關系[4]。武婕和葉春明的研究發(fā)現(xiàn)，中部地區(qū)的專利綜合實力和經(jīng)濟發(fā)展水平之間存在相互作用關系[5]。劉凌和何倫志認為，專利授權(quán)量與經(jīng)濟增長之間存在著長期的動態(tài)均衡關系[6]。陳雨柯的研究表明，專利授權(quán)數(shù)量的增加是經(jīng)濟增長的原因，技術進步促進了經(jīng)濟增長[7]。

本文通過對我國知識產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計和分析，從實證的角度深入考察我國知識產(chǎn)權(quán)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間的相互關系，進而探討我國實施知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略對建設創(chuàng)新型國家戰(zhàn)略的支撐作用。

1 數(shù)據(jù)來源及我國知識產(chǎn)權(quán)的發(fā)展概況

本文從世界知識產(chǎn)權(quán)組織的報告和資料中[8]，查詢和收集了1998年-2012年間我國知識產(chǎn)權(quán)的數(shù)據(jù)，同時也查詢和參考了國家知識產(chǎn)權(quán)局歷年的統(tǒng)計年報[9]。

1998年發(fā)明專利的申請量和授權(quán)量分別為1.4萬項和0.2萬項，2012年的申請量和授權(quán)量快速增加至56萬項和15萬項，分別增長了40倍和84倍，年平均增長率為30%和37%。同期我國實用新型和外觀設計專利的申請數(shù)量和授權(quán)數(shù)量也都有較快的增長，年平均增長率均超過20%。而同期我國GDP的增長率為9.8%，可見我國各種類型的專利，尤其是發(fā)明專利的申請數(shù)量和授權(quán)數(shù)量的增長遠遠超過了經(jīng)濟增長。同樣，近年來我國商標的申請數(shù)量和授權(quán)數(shù)量也呈現(xiàn)快速增長的趨勢，1998的申請量為13萬件，注冊量為8萬件，2012年的申請量達到160萬件，注冊量超過100萬件。

2 我國知識產(chǎn)權(quán)發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的關系分析

表1給出了1998年-2012年間我國各類知識產(chǎn)權(quán)數(shù)量與GDP之間的相關系數(shù)。GDP與各類知識產(chǎn)權(quán)的相關系數(shù)均大于0.9，相關程度較高，都屬于顯著性相關。

GDP與各類知識產(chǎn)權(quán)之間的相關系數(shù)表明我國各類知識產(chǎn)權(quán)的增長與GDP的增長在統(tǒng)計學上具有顯著的相關性。為了進一步搞清兩者的關系還需要做格蘭杰因果檢驗。首先將相關數(shù)據(jù)導入Eviews軟件做ADF單位根檢驗。對這些原始數(shù)據(jù)進行二次差分，在90%的置信水平下發(fā)現(xiàn)發(fā)明專利的申請和授權(quán)數(shù)量，實用新型專利的申請和授權(quán)數(shù)量，以及商標的注冊數(shù)量和GDP共6項數(shù)據(jù)通過ADF單位根檢驗，另外3項數(shù)據(jù)沒有通過檢驗，健身人群分析表明在1998年-2012年間這6項數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。然后利用發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量、實用新型授權(quán)數(shù)量、商標注冊數(shù)量和GDP共4項數(shù)據(jù)使用Eviews軟件作知識產(chǎn)權(quán)與GDP的格蘭杰因果檢驗。檢驗結(jié)果（見表2）顯示，當滯后期為1時在90%的置信水平下，發(fā)明專利和實用新型專利授權(quán)數(shù)量的增長是GDP增長的格蘭杰原因，而GDP增長不是發(fā)明專利和實用新型專利授權(quán)數(shù)量增長的格蘭杰原因；商標注冊數(shù)量的增長不是GDP增長的格蘭杰原因，但是GDP的增長是商標注冊數(shù)量增長的格蘭杰原因。

總之，近10多年來我國的知識產(chǎn)權(quán)事業(yè)發(fā)展非常迅猛，其與經(jīng)濟發(fā)展之間存在著顯著的相關關系。尤其是能代表我國自主技術創(chuàng)新成果的發(fā)明專利，其授權(quán)數(shù)量由1998年的世界第12位躍升至2012年的第2位，已超過日本，僅次于美國；同期我國的GDP從1998年的世界第7位躍升至當前的第2位，也僅次于美國。發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量的激增表明技術創(chuàng)新步伐正在加快，提升了生產(chǎn)效率，促進了GDP的增長。從格蘭杰因果關系來看，以發(fā)明專利和實用新型專利為主的大量技術創(chuàng)新促進了GDP的增長，GDP的增長帶動了商標注冊數(shù)量的大幅增長。

3 建設創(chuàng)新型國家的戰(zhàn)略思考

從本文的數(shù)理統(tǒng)計分析來看，近年來我國知識產(chǎn)權(quán)的發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展之間存在顯著的相關性。格蘭杰因果檢驗表明，發(fā)明專利和實用新型專利授權(quán)數(shù)量的大幅增長促進了GDP的增長，GDP的增長帶動了商標注冊數(shù)量的大幅增長。這說明以專利為代表的技術創(chuàng)新提升了我國的生產(chǎn)效率，通過改進生產(chǎn)方式和發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)（下轉(zhuǎn)第85頁）（上接第64頁）促進了經(jīng)濟的發(fā)展，實現(xiàn)了經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整，為GDP的增長作出了貢獻。我國目前大力實施的知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略正成為建設創(chuàng)新型國家的重要支撐，以此形成一批擁有自主知識產(chǎn)權(quán)和知名品牌的具有較強國際競爭力的優(yōu)勢企業(yè)，促使經(jīng)濟增長由依賴資金和物質(zhì)要素投入轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕揽靠萍歼M步和人力資本投入。中國未來的發(fā)展離不開知識產(chǎn)權(quán)的發(fā)展，實施知識產(chǎn)權(quán)戰(zhàn)略已經(jīng)成為我國政府改變經(jīng)濟增長方式，調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，增強國家競爭優(yōu)勢的重要手段，是建設創(chuàng)新型國家的必由之路。

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第4篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

企業(yè)財務能力評價的基本要素包括評價指標、評價標準和評價方法。目前，企業(yè)的財務能力評價方法主要有綜合評分法、杜邦分析法、EVA評價方法和關鍵績效指標考評法等[1]。然而，這些評估方法又存在很多不足，比如用某些指標的簡均加權(quán)來度量企業(yè)財務能力，致使企業(yè)財務評價結(jié)果缺乏客觀性與綜合性，比如當某些評價指標高低錯落時，就很難做出企業(yè)財務能力的總體評估和排序。為此，本文將運用主成分分析方法來建立企業(yè)財務能力綜合評價模型，進而全面準確地評估企業(yè)財務能力。

二、企業(yè)財務能力評價指標體系的建立

企業(yè)財務能力評價指標體系的建立應全面體現(xiàn)反映現(xiàn)狀、發(fā)揮優(yōu)勢、規(guī)劃戰(zhàn)略、促進發(fā)展的評價目的，并遵循科學性、客觀性、合理性、獨立性、動態(tài)性和可操作性相結(jié)合的基本原則[1]。從企業(yè)所有者、債權(quán)人和經(jīng)營者的不同角度，我們可以將企業(yè)財務能力評價指標體系歸納為盈利能力、運營能力、成長能力和償債能力五個方面。

企業(yè)盈利能力是指企業(yè)獲取利潤的能力，也稱為企業(yè)的資金或資本增值能力，通常表現(xiàn)為一定時期內(nèi)企業(yè)收益數(shù)額的多少及其水平的高低。盈利能力指標主要包括主營業(yè)務利潤率、成本費用利潤率、資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率等；營運能力是指企業(yè)的經(jīng)營運行能力，即企業(yè)運用各項資產(chǎn)以賺取利潤的能力。企業(yè)營運能力的財務分析比率主要有：應收賬款周轉(zhuǎn)率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率等；償債能力（debt-payingability）是指企業(yè)用其資產(chǎn)償還長期債務與短期債務的能力，償債能力是企業(yè)償還到期債務的承受能力或保證程度，包括償還短期債務和長期債務的能力。企業(yè)償債能力，靜態(tài)的講，就是用企業(yè)資產(chǎn)清償企業(yè)債務的能力；動態(tài)的講，就是用企業(yè)資產(chǎn)和經(jīng)營過程創(chuàng)造的收益償還債務的能力；企業(yè)成長能力主要反映企業(yè)在將來一定時期后的經(jīng)營能力和財務狀況，并從質(zhì)和量的角度評價企業(yè)財務發(fā)展?jié)摿皩戆l(fā)展趨勢，常用的主要指標有主營業(yè)務收入增長率、凈利潤增長率、凈資產(chǎn)增長率。

三、主成份分析方法

1.主成分分析法的基本概念

主成分分析也稱主分量分析，旨在利用降維的思想，把多指標轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標。在統(tǒng)計學中，主成分分析（principalcomponentsanalysis，PCA）是一種簡化數(shù)據(jù)集的技術[2]。主成分分析經(jīng)常用減少數(shù)據(jù)集的維數(shù)，同時保持數(shù)據(jù)集的對方差貢獻最大的特征。

2.主成分分析法的建模步驟

（1）設樣本數(shù)為m，選取的財務能力評價指標數(shù)為p，則由樣本的原始數(shù)據(jù)可得矩陣X=（Xij）m*p，其中Xij表示第i家企業(yè)的第j項財務能力指標。

（2）各項財務指標計算規(guī)則不同，我們應對各項指標進行無量綱化處理和歸一化處理，由此得到標準化矩陣。

（3）根據(jù)得出的標準化數(shù)據(jù)矩陣建立協(xié)方差矩陣R，其中，Rij（i，j=1，2，…，p）為原始變量Xi與Xj的相關系數(shù)。這是反映標準化后的數(shù)據(jù)之間相關關系密切程度的統(tǒng)計指標。

（4）根據(jù)協(xié)方差矩陣R，分別求出特征值、主成份貢獻率以及累計貢獻率，確定主成份個數(shù)。求出特征值λi（i=1，2，…，p），特征值是各主成份的方差，它的大小反映了各個主成份的權(quán)重。主成分Zi的貢獻率，累計貢獻率為。根據(jù)選取主成份個數(shù)的原則，特征值大于1、累計貢獻率達75%-95%的特征值λ1，λ2，…，λm（1，2，…，m（m≤p）），其中m為主成份的個數(shù)。

（5）通過模型計算出初始因子載荷矩陣，解釋主成份矩陣。因子載荷量是主成份Zi與原始指標Xi的相關系數(shù)R（Zi，Xi），利用它可較好地解釋主成分的經(jīng)濟意義[4]。

（6）計算企業(yè)財務綜合評分函數(shù)，計算出上市公司的綜合值，并進行大小排列：

F=a1F1+a2F2+…+anFn，其中a（i=1，2，…m），各綜合因子的權(quán)重根據(jù)貢獻率的大小確定，然后根據(jù)函數(shù)計算各公司的綜合實力，以此對各公司進行排名，而且還可以根據(jù)各項指標評分，為各類公司提供一定的策略建議與參考。

四、企業(yè)財務能力評價的應用實例

1.企業(yè)財務能力主因子的選取

本文根據(jù)新浪網(wǎng)站上提供的8家上市公司為企業(yè)財務能力評價對象，以它們2013年度的有關數(shù)據(jù)為樣本（數(shù)據(jù)來自于新浪網(wǎng)站http：//sina.com）。運用SPSS對所選取的樣本進行因子分析，得到因子特征值及其貢獻率（如表1所示）。我們先來研究8家公司在2013年度的25項財務能力指標，由于貢獻率反映了每個因子包含原始數(shù)據(jù)的信息量度，所以當選擇前4個因子作為主因子時就包含了原始變量的91.04%以上信息量的滿足了因子分析用變量子集來解釋整個問題的要求。

2.主因子含義的分析

計算初始因子載荷矩陣后，經(jīng)過方差極大的正交旋轉(zhuǎn)之后便得到正交因子解，如表2所示。從中看出，由于F1中系數(shù)絕對值大的主要有X21、X22、X23、X24、X25、X51、X52、X53和X55，所以第一主因子主要概括企業(yè)總資產(chǎn)利潤率、主營業(yè)務利潤率、成本費用利潤率、主營業(yè)務成本率、銷售凈利率、流動比率、速動比率、現(xiàn)金比率和資產(chǎn)負債率方面的信息，故將F1稱為企業(yè)盈利能力和償債能力因子；F2中系數(shù)絕對值大的主要有X11、X12、X13、X15、X26、X42、X43、X44、X45和X54，所以第二主因子主要概括攤銷每股收益、扣除非經(jīng)營性損益后的每股收益、每股經(jīng)營性現(xiàn)金流、每股未分配利潤、凈資產(chǎn)收益率、存貨周轉(zhuǎn)率、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和產(chǎn)權(quán)比率方面的信息，故將F2稱為企業(yè)每股指標、盈利能力、營運能力和償債能力因子；F3中系數(shù)絕對值大的主要有X31、X32、X34和X41，所以第三主因子主要概括主營業(yè)務收入增長率、凈利潤增長率、總資產(chǎn)增長率和應收賬款周轉(zhuǎn)率方面的信息，故將F3稱為企業(yè)市場成長能力和營運能力因子；F4中系數(shù)絕對值大的主要有X14和X33，所以第四主因子主要概括每股資本公積金和凈資產(chǎn)增長率方面的信息，故將F4稱為每股指標和成長能力因子。以上四個主因子便構(gòu)成了企業(yè)經(jīng)財務能力的綜合評價體系。

3.企業(yè)財務能力的評價

運用SPSS軟件，計算出8家上市公司的各個主因子得分，結(jié)果如表3所示。再按因子貢獻率加權(quán)即可求出企業(yè)財務能力，公式如下：

F=（0.56384F1+0.1397F2+0.12001F3+0.08684F4）/0.9104

將有關數(shù)據(jù)分別代入企業(yè)效益的綜合得分數(shù)學模型，便得到每個每個企業(yè)競爭力的綜合得分，計算結(jié)果如表3最后一列。當企業(yè)競爭力綜合得分越高，以及排序越靠前時，則代表該企業(yè)財務能力越好。由此我們可以對各個企業(yè)的每年財務能力進行綜合評價。

4.企業(yè)綜合經(jīng)濟效益與可持續(xù)性矩陣圖的繪制

根據(jù)美國波士頓咨詢公司的競爭優(yōu)勢――取得競爭優(yōu)勢途徑新矩陣圖原理，本文創(chuàng)建企業(yè)綜合經(jīng)濟效益及其增長率戰(zhàn)略決策圖[10]。它以每年企業(yè)綜合經(jīng)濟效益平均得分為橫坐標（E），從靜態(tài)角度反映了企業(yè)經(jīng)濟資源的利用及其組合效果狀況；而以同一時期企業(yè)綜合經(jīng)濟效益得分平均增長率為縱坐標（Y），從動態(tài)角度反映企業(yè)綜合經(jīng)濟效益的發(fā)展變化趨勢。根據(jù)表4繪制的企業(yè)綜合經(jīng)濟效益及其增長率戰(zhàn)略決策圖，如圖1所示。

各個樣本的平均增長率分別為：

（0.586、3.507、-5.600、1.829、-1.553、7.211、-12.565、6.001）

在圖中，位于第一象限的企業(yè)是綜合經(jīng)濟效益和可持續(xù)發(fā)展性均強的區(qū)域，稱之為明星類經(jīng)營單位。處于這種地位的麗珠醫(yī)藥、北京同仁堂、北京雙鶴公司應選擇投資發(fā)展型戰(zhàn)略，即進行必要投資，從而維護和改進其有利的競爭地位，具體經(jīng)營戰(zhàn)略包括產(chǎn)品差異化戰(zhàn)略、縱向一體化戰(zhàn)略、橫向一體化戰(zhàn)略、復合多樣化等投資戰(zhàn)略等；位于第二象限的企業(yè)是綜合經(jīng)濟效益和可持續(xù)發(fā)展性選擇性的區(qū)域，稱之為選擇類經(jīng)營單位。處于這種地位的上海三普制藥、華北制藥公司應及時調(diào)整戰(zhàn)略。其財務特點是利潤率較低，所需資金不足，負債比率高。例如在產(chǎn)品生命周期中處于引進期、因種種原因未能開拓市場局面的新產(chǎn)品即屬此類問題的產(chǎn)品。對問題產(chǎn)品應采取選擇性投資戰(zhàn)略。即首先確定對該象限中那些經(jīng)過改進可能會成為明星的產(chǎn)品進行重點投資，提高市場占有率，使之轉(zhuǎn)變成“明星產(chǎn)品”；對其它將來有希望成為明星的產(chǎn)品則在一段時期內(nèi)采取扶持的對策；位于第三象限的企業(yè)是綜合經(jīng)濟效益和可持續(xù)發(fā)展性均弱的區(qū)域，稱之為瘦狗類經(jīng)營單位。處于這種地位的哈藥集團、南京醫(yī)藥公司應選擇收縮型戰(zhàn)略或清算型戰(zhàn)略，即通過適度縮小經(jīng)營領域來減少財務支出，從而提高經(jīng)濟資源的利用效果；位于第四象限的企業(yè)是綜合經(jīng)濟效益強和可持續(xù)發(fā)展性弱的區(qū)域，稱之為金牛類經(jīng)營單位。處于這種地位江蘇恒瑞醫(yī)藥股份公司應選擇收獲型戰(zhàn)略或維持型戰(zhàn)略，以延長產(chǎn)品盈利時間為主要目標。

第5篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

關鍵詞：能源；經(jīng)濟；線性回歸

中圖分類號：F299．27 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X（2008）04－0134－03

廣東省的能源狀況到底如何，對經(jīng)濟有多大的影響，這都要通過科學的分析才能給出確切的答案。文章通過總結(jié)各方面的數(shù)據(jù)，對廣東省的能源現(xiàn)狀與前景做出了初步的分析，并應用統(tǒng)計學中的方法對廣東省能源與經(jīng)濟之間的關系進行了分析。

一、 廣東省能源狀況與前景

1．1 世界與中國能源總體狀況

根據(jù)OPEC Review2005年統(tǒng)計表明，2004年全球一次能源的消費出現(xiàn)了從1984年以來的最迅猛增長，所有燃料消費的年增長率都超過了以前10年的平均增長率。而在2005年世界一次能源消費量更是達到了102．24億噸油當量，比2004年增長4％。其中增長最強勁的是亞太地區(qū)，增長率達到了8．9％。而我國在“十五”期間能源消費增長也有明顯的加快，2003年與2004年增速達到了15．3％和16．1％。而在05年我國能源消費總量達22．3億噸標準煤。面對能源消費如此快速的增長，由市場經(jīng)濟調(diào)節(jié)的能源價格因供不應求而一路攀升，而在2007年表現(xiàn)得尤為突出。以全球應用范圍最廣，占最重要地位的石油為例，原油國際價格就從1月50美元／桶漲到了11月的90美元／桶，在11個月中漲幅達到了近80％。這也是因為世界原油產(chǎn)量已達到了峰值，無法滿足世界經(jīng)濟強勁增長的需求量。這種局面使得各國經(jīng)濟增長的負擔加重，尤其是像我國這樣依靠能源密集型產(chǎn)業(yè)拉動經(jīng)濟增長的發(fā)展中國家。由于預期世界與中國經(jīng)濟持續(xù)增長，能源供應將更加緊張，而能源價格進一步上漲的趨勢將更加明顯。

1．2 廣東省能源總體狀況與前景

廣東省的能源資源本身就十分貧乏，人均能源資源占有量僅為全國的1／20。而作為全國的經(jīng)濟大省，廣東省有大量的能源密集型產(chǎn)業(yè)，其能源消費總量在2006年位居全國第三，僅次于山東省與河北省。而且目前廣東省正處于經(jīng)濟快速發(fā)展時期，對于能源的需求增長十分迅速。如今能源市場已經(jīng)是供不應求的情況了，隨著預計經(jīng)濟的持續(xù)增長，能源市場的局面將進一步惡化。在如此情況下其經(jīng)濟會受到不可忽略的影響。近幾年廣東省能源生產(chǎn)量及構(gòu)成如下表所示：

由表中可知，在2005年以前，廣東省能源生產(chǎn)量一直是處于增長階段，而到了2005年后卻出現(xiàn)了下降的趨勢，這是因為在2005年八月份，廣東省發(fā)生了一起特大礦難，政府權(quán)衡利弊后決定煤炭行業(yè)整體退出，使得2006年廣東省無原煤的生產(chǎn)，整體能源產(chǎn)量出現(xiàn)下降的特殊情況。

1．3 廣東省能源消費結(jié)構(gòu)

近幾年廣東省一次能源消費如下表：

對比表1與表2可發(fā)現(xiàn)，最為明顯的是廣東省的能源消費與能源生產(chǎn)存在巨大的缺口。其大約80％的能源需要靠外部供給，其中原煤要100％靠外部供給。這使得廣東省對于能源市場的變化十分敏感，特別是在如今國際原油帶動整體能源價格不斷上漲的今天。

而世界主要國家與中國在2004年的能源結(jié)構(gòu)如下表：

分析下表可知，廣東省的能源結(jié)構(gòu)和國內(nèi)總體水平一樣過重的依賴于煤炭。這對于廣東省的環(huán)境是一個不好的信息，而相對發(fā)達國家來說，廣東省的核電發(fā)展水平不夠。目前廣東省已投入使用的核電站有大亞灣核電站、嶺澳核電站。在建設中的還有陽江核電站與臺山核電站，并且據(jù)省政府規(guī)劃還要進一步擴大核電的占有量。因為廣東省作為經(jīng)濟大省，有雄厚的經(jīng)濟為發(fā)展前期投資巨大的核電站提供基礎。

同時，廣東省利用自身風能，太陽能資源的優(yōu)勢，大力發(fā)展綠色能源。據(jù)廣州海關統(tǒng)計，2007年前兩月，經(jīng)廣東口岸進口風力發(fā)電機組40臺，總裝機容量達3．4萬千瓦，貨值2 200多萬美元，而2006年全年僅進口22臺。據(jù)專家介紹，隨著市場發(fā)展和技術進步，風力發(fā)電成本是可再生能源中下降最快的。發(fā)改委已出臺多項政策以降低風電電價，支持風電設備國產(chǎn)化。這對于廣東省進一步發(fā)展綠色能源在經(jīng)濟上提供了大力的支持。

二、能源與經(jīng)濟關系分析

在研究能源與經(jīng)濟關系時，本文選擇了線性回歸的方法，建立兩者之間的方程。其中能源指標選擇的是原油、煤炭、電力和天然氣消費量，經(jīng)濟的指標選取國民生產(chǎn)總值（GDP）。數(shù)據(jù)選擇從1995―2005年。具體如下表：

通過SPSS軟件，把能源消費量作為自變量X，GDP作為因變量Y進行線性回歸分析，得到如下的方程：

Y＝3．265?X1＋2．257?X2－8532．95

由上述方程可以分析廣東省能源與經(jīng)濟的關系：

（1）廣東省的能源對經(jīng)濟有很大的制約作用，經(jīng)濟對于能源的依賴性強。這突顯了能源在當今環(huán)境下對經(jīng)濟的重要作用。

（2）廣東省的經(jīng)濟很大程度上依賴于煤炭和原油的消耗。而廣東省的煤炭和原油基本上是靠外來供應，這使廣東省的經(jīng)濟受到外界的影響較大而不利于經(jīng)濟的獨立性。并且這兩者是不可再生資源，在當前國際能源市場狀況下兩者的應用成本在不斷的提高，使得經(jīng)濟的持續(xù)增長的負擔加重。從另一方面，煤炭和原油的消費對于環(huán)境來說是很大的危害。

（3）電力與天然氣這兩項對經(jīng)濟的貢獻力還沒有完全表現(xiàn)出來。這兩者屬于綠色能源類型，但卻沒能在經(jīng)濟上發(fā)揮更大的作用，可能會使其進一步增長受到經(jīng)濟方面的限制。

這些分析表明廣東省的能源結(jié)構(gòu)不盡合理，需要由政府進行宏觀調(diào)控，利用自身優(yōu)勢發(fā)展綠色能源，降低對礦物資能源的依賴性，使經(jīng)濟能夠持續(xù)健康增長，使經(jīng)濟與社會的發(fā)展規(guī)律能夠更加和諧。

參考文獻：

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第6篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

內(nèi)容摘要：本文利用近幾年陜西省城鄉(xiāng)居民的收入和消費資料，從食品、衣著、居住、家庭設備用品、文教娛樂等方面對城鄉(xiāng)居民的消費變動情況進行了比較；并進一步運用擴展的線性支出系統(tǒng)模型，對城鄉(xiāng)居民的基本消費需求、投向需求系數(shù)、消費需求收入彈性等進行了分析，并根據(jù)分析結(jié)論提出相應的建議。

關鍵詞：動態(tài)比較 收入彈性 需求投向系數(shù) 消費結(jié)構(gòu)

收入是消費的基礎，隨著經(jīng)濟的發(fā)展，陜西省城鄉(xiāng)居民的收入和消費水平都有了大幅度的提高。統(tǒng)計資料顯示，1993年到2003年，農(nóng)村居民家庭人均純收入由653元提高到1676元，城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入由2102元提高到6806元；在城鄉(xiāng)居民收入水平增長的同時，收入之間的差距也在不斷擴大，城鄉(xiāng)居民收入的絕對差額由1993年的1449元擴大到2003年的5130元，收入的城鄉(xiāng)比（以農(nóng)村為1），1993年為3.22，2003年為4.06，趨勢是逐年遞增的。

農(nóng)村居民1993年和2003年的人均消費水平分別為627元和1395元，不考慮物價上漲因素，年均增長率為8.33%；城鎮(zhèn)居民1993年和2003年的人均消費水平分別為2221元和6080元，年均增長10.59%，高出農(nóng)村居民2.26個百分點。

考察城鄉(xiāng)居民的平均消費傾向（消費支出占收入的比重），1996年至2003年城鎮(zhèn)居民分別為0.843、0.865、0.839、0.849、0.835、0.846、0.849、0.832，農(nóng)村居民分別為0.942、0.946、0.840、0.798、0.851、0.876、0.934、0.868。可知，農(nóng)村居民的消費傾向高于城鎮(zhèn)居民。

城鄉(xiāng)居民各項消費的比較

食品消費的比較

食品消費通過陜西省城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)的變化進行考察。1996-2003年陜西城鎮(zhèn)居民的恩格爾系數(shù)分別為：45.5%、43.0%、41.1%、37.3%、35.8%、34.3%、34.1%、34.6%，農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)分別為56.8%、52.8%、50.0%、47.6%、43.5%、41.9%、37.9%、39.3%，由此可知，1996-2002年間，陜西省城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)在逐年下降，表明城鄉(xiāng)居民的生活水平在不斷提高。從1999年開始，農(nóng)村居民生活開始步入小康，城鎮(zhèn)居民的生活達到了富裕的水平。2003年城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)均有所回升，這主要是因為隨著價格的放開，近兩年來食品類價格不斷上漲，而食品的需求彈性相對較小，致使食品消費支出增加。

比較城鄉(xiāng)居民的恩格爾系數(shù)發(fā)現(xiàn)，城鄉(xiāng)居民的生活水平差別較大，但差距有縮小的趨勢。1996年，農(nóng)村的恩格爾系數(shù)比城鎮(zhèn)高11.3個百分點，到2003年，下降為4.7個百分點；從食品消費的絕對數(shù)來看，1996-2003年城鄉(xiāng)居民食品消費差距（以農(nóng)村食品消費為1）分別為2.35、2.32、2.46、2.67、2.82、2.85、3.24、3.42倍，呈逐年擴大趨勢，1996年城鄉(xiāng)居民用于食品消費的絕對數(shù)差距為838.85元，到2003年擴大為1387.64元，這也是城鄉(xiāng)居民消費差距擴大在食品消費中的反映。

衣著消費的比較

從絕對數(shù)看，農(nóng)村居民的年均衣著消費雖有波動，但大體穩(wěn)定在80-90元之間，城鎮(zhèn)居民的衣著消費在波動中上升，由1996年的426.47元上升到2003年的559.07元。城鄉(xiāng)居民衣著消費的差距（以農(nóng)村居民為1）1996年至2003年分別為4.95、4.60、4.76、5.01、4.90、5.38、5.85、6.57倍，呈擴大趨勢，與城鄉(xiāng)居民各年收入差距的倍數(shù)相比，衣著消費的倍數(shù)較大，說明城鎮(zhèn)居民衣著消費水平比農(nóng)村居民要高。

從衣著消費占消費支出的比重看，城鎮(zhèn)居民由1996年的13.28%下降到2003年的9.87%，農(nóng)村居民由1996年的7.85%下降到2003年的5.85%，農(nóng)村居民的衣著消費水平非常低。

居住消費的比較

從絕對數(shù)看，城鎮(zhèn)居民的居住消費基本呈上升趨勢，由1996年的264.29元增加到2003年的609.05元，這主要是因為城市住房制度的改革，使城鎮(zhèn)居民不再享受福利住房；農(nóng)村居民的住房消費除了在2003年下降外，呈逐年增加的趨勢，但住房消費水平比城鎮(zhèn)居民低，差距在擴大，城鄉(xiāng)居民均在2002年達到住房消費的最高點。

從居住消費占消費支出的比例來看，1996至2003年城鎮(zhèn)居民的比例分別為8.23%、9.49%、11.17%、11.87%、10.98%、9.76%、11.57%、10.75%，農(nóng)村居民的比例分別為12.97%、15.20%、15.20%、15.09%、15.98%、17.57%、22.14%、16.24%，城鎮(zhèn)居民的比重在波動中有增加趨勢，農(nóng)村居民的這一比例比城鎮(zhèn)居民大得多，這一方面是由于農(nóng)村居民的生活消費支出遠比城鎮(zhèn)居民低，另一方面是農(nóng)村基本上屬于自建房，人均住房面積大于城鎮(zhèn)居民，以2000年至2003年為例，農(nóng)村居民的人均住房面積分別為22.87m2、23.76m2、25.13m2、26.11m2，而城鎮(zhèn)居民人均住房面積分別為16.08m2、16.43m2、16.82m2、17.46m2，雖然農(nóng)村居民的人均居住面積較大，但城鎮(zhèn)居民的居住質(zhì)量比農(nóng)村居民要高。

交通通訊與文教娛樂服務消費的比較

隨著經(jīng)濟的發(fā)展，居民外出的機會增加。城鎮(zhèn)居民交通和通訊消費1996年為167.61元，2003年為528.62元，逐年增加，年平均增長率為17.8%；農(nóng)村居民這一消費1996年為23.91元，2003年為97.33元，年平均增長22.2%，高于城鎮(zhèn)居民4.4個百分點。城鄉(xiāng)居民交通通訊消費的差距（以農(nóng)村居民為1）1996年至2003年分別為7.01、7.41、6.54、6.37、5.09、5.00、5.69、5.43，差距雖然在縮小，但差距本身是比較大的。

城鎮(zhèn)居民文教娛樂消費1996年為294.25元，2003年為950.85元，逐年增加，不考慮物價上漲因素，年平均增長率為18.24%，農(nóng)村居民這一消費1996年為98.10元，2003年為267.87元，年平均增長率為15.43%。文教娛樂服務消費在消費支出中的比例，城鎮(zhèn)居民1996年為9.16%，2003年為16.78%，農(nóng)村居民1996年為8.94%，2003年為18.41%，逐年上升，2003年城鎮(zhèn)居民的文教娛樂消費支出比例躍居第2位，農(nóng)村居民位居第3位。城鄉(xiāng)居民文教娛樂消費的差距由1996年的2.54倍（以農(nóng)村居民為1），擴大為2003年的3.55倍。

從以上數(shù)據(jù)可以看出，雖然城鄉(xiāng)居民的服務消費支出及比重都在增加，但城鎮(zhèn)居民的精神文化生活更為豐富，增長速度也比農(nóng)村快，且從發(fā)展趨勢看，農(nóng)村居民服務消費具有很大的被動性，因為，如前所述，城鄉(xiāng)居民的收入雖然都在提高，但二者的差距在逐漸擴大，農(nóng)村居民的收入水平遠比城鎮(zhèn)居民低；是城鄉(xiāng)居民的消費觀念、文化素質(zhì)的差異形成對教育和娛樂消費的不同要求；農(nóng)村居民的消費環(huán)境較差，城鎮(zhèn)較農(nóng)村的基礎設施完善，娛樂生活豐富多彩，加之教育體制改革后教育費攀升，使農(nóng)村居民不得不增加這部分的消費支出。

利用擴展線性支出系統(tǒng)分析城鄉(xiāng)居民消費結(jié)構(gòu)

擴展線性支出系統(tǒng)模型（ELES）將消費支出看成是價格和收入的函數(shù)，其基本表達式為：

式中，Vi表示消費者對第i種商品或勞務的消費支出額，Y表示消費者的人均收入,ri表示第i種商品或勞務的基本需求量，Pi表示第i種商品或勞務的市場價格，βi 表示消費者的收入在用于各類商品或勞務基本需求支出之后的余額中追加購買第i種商品或勞務的比例，稱為邊際消費傾向。

擴展線性支出系統(tǒng)的經(jīng)濟涵義可表述為：在一定時期，在給定收入和價格的前提下，消費者首先滿足其基本消費需求，剩余的收入則按不同比例βi 在各商品或勞務和儲蓄之間進行分配。通過變換可以得到：

根據(jù)上述公式，利用2003年陜西省城鄉(xiāng)居民消費支出數(shù)據(jù)，計算各參數(shù)（表1），對城鄉(xiāng)居民的消費結(jié)構(gòu)進行比較分析。

城鄉(xiāng)居民的基本消費需求比較

在表1中，各項目的相關系數(shù)都比較高，除了農(nóng)村居民居住消費的相關系數(shù)為0.919外，其余相關系數(shù)都在0.95以上，說明就總體而言，模型估算效果較好。

2003年城鎮(zhèn)居民年人均基本消費需求為3491.41元，農(nóng)村居民為1256.72元，城鄉(xiāng)比（以農(nóng)村居民為1）為2.78，差距較大，這一方面是因為城鎮(zhèn)居民的生活水平比農(nóng)村居民高，另一方面是由于農(nóng)村居民有一部分是自給性消費。

將城鄉(xiāng)居民年人均基本消費需求與各自的年人均收入進行對比，求出基本消費占收入的比重（稱為基本需求系數(shù)），城鎮(zhèn)居民為51.3%，農(nóng)村居民為74.99%，表明，為了滿足生活的基本需要，平均說來，城鎮(zhèn)居民所需支付的貨幣量約占收入的50%左右，農(nóng)村居民所需支付的貨幣量約占收入的75%，比城鎮(zhèn)居民高25個百分點，這主要是由于城鄉(xiāng)居民收入存在很大差距，城鄉(xiāng)比為4.06，遠遠大于基本消費需求之比。

由表1數(shù)據(jù)可計算出城鄉(xiāng)居民的各項基本消費需求占該項目消費支出的比重。城鎮(zhèn)居民基本消費需求所占比重除了食品占到70.89%外，其余比重均處在50%至60%之間，各項目基本消費需求所占比重較低，即屬于發(fā)展型和享受型消費所占比重比較高；而農(nóng)村居民各項基本消費需求所占比重基本處在80%至90%之間，遠遠高于城鎮(zhèn)居民，屬于發(fā)展型和享受型消費所占比重很低。可見，城鎮(zhèn)居民在各項目的消費方面具有較高的承受能力，不會因為減少其消費而影響到基本消費需求，同時，各項消費具有較大的發(fā)展?jié)摿Γ粚τ谵r(nóng)村居民來講，其消費絕大部分是為了維持基本的生存需要，由此也可看出，城鄉(xiāng)居民的生活水平有較大的差距。

城鄉(xiāng)居民的投向需求系數(shù)比較

投向需求系數(shù)是滿足基本消費需求后的一組反映消費投向的指標，它標明消費者在滿足基本消費需求后，剩余的貨幣投放于各種發(fā)展與享受型消費項目的比例，反映各項發(fā)展型和享受型消費在整個消費活動中所占的地位及其對消費者貨幣支出的影響。

由表1的βi欄可知:

食品消費是全部消費的主體。在滿足基本消費需求以后，城鎮(zhèn)居民剩余收入中有17.2%投向食品，農(nóng)村居民有12.9%投向食品，說明城鄉(xiāng)居民食品消費正在發(fā)生較大的轉(zhuǎn)變。

在消費支出的順序安排上，城鎮(zhèn)居民前幾位為吃、文教娛樂、住、穿，農(nóng)村居民為吃、文教娛樂、住等，城鎮(zhèn)居民的衣著支出遠高于農(nóng)村居民，農(nóng)村居民居住的消費支出比城鎮(zhèn)略高。由此可知，無論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，文教娛樂的消費支出都是較高的，這一方面說明居民在滿足物質(zhì)消費的同時，越來越重視精神消費和文化素質(zhì)的提高以及子女的教育，另一方面也是教育體制改革的結(jié)果。同時，隨著生活水平的提高，人們更加注重居住條件的改善，使居住消費成為消費熱點。

城市居民的投向需求系數(shù)合計數(shù)為

0.658，農(nóng)村為0.477，這意味著，城鎮(zhèn)居民在滿足基本消費需求后的剩余收入中，用于生活消費支出的比例占到65.8%，農(nóng)村居民占到47.4%，兩者相差18.1個百分點，形成這種差異的原因，主要是農(nóng)村居民的收入較低，而且對未來收入預期較低。而2003年城鎮(zhèn)居民平均消費傾向為83.3%，農(nóng)村居民為86.85%，城鄉(xiāng)投向需求系數(shù)都明顯低于平均消費傾向，說明隨著收入的增加，更多收入將被用于生產(chǎn)性消費、儲蓄等方面。

城鄉(xiāng)居民消費需求的收入彈性比較

消費需求收入彈性是指在價格不變的條件下，收入變動百分之一，消費需求變動的百分比。通過計算得城鄉(xiāng)居民各項支出的收入彈性系數(shù)如表2。

表2顯示，城鎮(zhèn)居民消費收入彈性為0.790，農(nóng)村居民為0.549，二者均缺乏彈性，表明隨著收入的增加，居民收入中用于生活消費的比重將逐漸下降，非生活消費支出的比重將逐步上升。城鎮(zhèn)居民的衣著、設備用品、交通通訊等方面支出收入彈性接近于1，用于這些項目的消費支出會有較快的增長；農(nóng)村居民交通通訊支出的收入彈性為1.009。食品支出收入彈性在城鎮(zhèn)和農(nóng)村分別為0.597和0.378，收入彈性系數(shù)較低，并且農(nóng)村居民的食品、衣著、設備用品、文教娛樂等收入彈性與城鎮(zhèn)差距較大。陜西省城鄉(xiāng)居民隨著收入的增加，所增加的收入中用于購買基本生活必需品支出所占比重趨于減少，用于發(fā)展型、享受型消費支出的比重在增加，但醫(yī)療保健、文教娛樂、居住等方面的收入彈性有待提高。

結(jié)論及建議

通過上述分析可以看出，城鄉(xiāng)居民的收入水平、消費水平、消費結(jié)構(gòu)都存在著較大差異。城鎮(zhèn)居民的消費水平比較高，消費結(jié)構(gòu)也相對完善，是目前拉動經(jīng)濟增長的主流消費群體，但其消費傾向較低，消費需求不足；農(nóng)村居民的消費水平遠遠低于城鎮(zhèn)居民，消費結(jié)構(gòu)也有待改善，雖然農(nóng)村居民的消費傾向較高，但由于其收入水平較低，消費需求不能滿足。因此，應采取各種措施增加居民收入，特別是增加城鎮(zhèn)低收入群體的收入和農(nóng)村居民的收入，縮小城鄉(xiāng)之間以及城鎮(zhèn)居民之間的收入差距，以提高整體居民的購買力；并通過完善社會保障制度，改善消費者預期，增強居民消費信心；同時，要改善消費環(huán)境，促進消費。特別是農(nóng)村居民的消費環(huán)境相對落后，這在一定程度上限制了農(nóng)村居民的消費，要大力開拓農(nóng)村市場，進一步完善農(nóng)村的基礎設施建設，為居民消費創(chuàng)造條件，從而提高居民生活質(zhì)量。

參考文獻：

第7篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

河南省新鄉(xiāng)醫(yī)學院第三附屬醫(yī)院呼吸內(nèi)科 ，河南新鄉(xiāng) 453000

[摘要] 目的 對呼吸科患者呼吸道帶真菌情況展開分析，并對其臨床意義進行探討。方法 選取該院2013年1月—2014年1月所接收的300例呼吸內(nèi)科患者作為研究的對象，并收集其痰與咽拭子展開真菌培養(yǎng)，進而對其呼吸道帶真菌情況進行分析與研究。結(jié)果 通過研究發(fā)現(xiàn)，有16例患者感染了肺部真菌，感染率為5.3%；47例患者出現(xiàn)呼吸道疾病上呼吸道真菌寄生，其寄生率為15.7%；該次檢查出81株真菌，分別是白色念珠菌、光滑念珠菌、假熱帶念珠菌、克柔念珠菌、放線菌以及煙曲菌；有慢性呼吸疾病的寄生率為35.8%，感染率為14.1%，而無慢性呼吸道疾病患者的寄生率與感染率分別為6.7%、1.4%，有慢性呼吸疾病患者的真菌感染率與寄生率明顯高于無慢性呼吸疾病患者，兩者差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05）。結(jié)論 年齡較大、伴有慢性呼吸疾病的患者，極易出現(xiàn)呼吸道帶真菌寄生或感染，因此，應當加強對此類人群的呼吸道真菌感染。

關鍵詞 呼吸道；真菌；感染

[中圖分類號] R563.1 [文獻標識碼] A [文章編號] 1674-0742（2014）07（b）－0041-02

[作者簡介] 袁娟（1982-），女，湖北廣水人，本科，住院醫(yī)師，主要從事于呼吸內(nèi)科工作。

目前，伴隨著社會經(jīng)濟的不斷進步，現(xiàn)代醫(yī)療技術的快速發(fā)展，免疫抑制劑、糖皮質(zhì)激素、廣譜抗菌藥物以及細胞毒性藥物等被普遍運用在臨床治療當中[1]。而這些藥物的使用也使得真菌感染率開始呈現(xiàn)上升的趨勢，特別是呼吸道真菌的感染。鑒于此，為了對呼吸科患者呼吸道帶真菌情況進行研究，并掌握其容易感染的原因，從而提出有效的防控對策，該研究對該院2013年1月—2014年1月所接收的300例呼吸內(nèi)科患者展開呼吸道帶真菌的流行學研究，現(xiàn)報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

選取該院所接收的300例呼吸內(nèi)科患者作為研究的對象，其中男177例，女123例，年齡在12~87歲之間，平均年齡（60.5±11.5）歲，其中有211例年齡＞60歲，占總數(shù)的70.3%。有92例患者存在慢性呼吸疾病，其中54例為慢性阻塞性肺病，占58.7%，21例為肺心病合并心力衰竭，占22.8%，9例為支氣管哮喘病，占9.9%，8例為肺間質(zhì)纖維化合并感染，占8.7%。所有患者在住院之后安排專人進行調(diào)查，對患者既往病史進行詳細的詢問。

1.2 方法

采用無菌的生理鹽水棉簽對患者的咽腔粘膜進行擦拭，然后放入無菌試管內(nèi)，并及時送咽拭子涂片找真菌，培養(yǎng)咽拭子真菌[2]。伴有咯痰的患者，采取無菌標本瓶來保存痰液，之后及時從痰涂片，開始培養(yǎng)痰真菌。檢驗科在接到標本之后，在30 min內(nèi)將其接種在含有50 mg/mL氯霉素的葡萄糖蛋白陳瓊脂培養(yǎng)基表面，然后放在恒溫中進行真菌培養(yǎng)，溫度控制在28 ℃，持續(xù)觀察14 d，無真菌生長就是陰性[3]。

1.3 診斷標準

各項檢查結(jié)果均顯示為陰性時，表示無真菌寄生；對于痰結(jié)果顯示陰性而咽拭子顯示為陽性的患者，必須結(jié)合其他檢查以確定，例如X線片、體征以及血像等[4]。倘若支持感染者，則表現(xiàn)為上呼吸道真菌感染，支持寄植者則表現(xiàn)為上呼吸道真菌寄生。痰培養(yǎng)結(jié)果持續(xù)三次顯示陽性，并且屬于同一種菌種，則表示出現(xiàn)肺部真菌感染[5]。

1.4 統(tǒng)計方法

使用spss18．0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行分析。計數(shù)資料展開χ2檢驗。

2 結(jié)果

①菌種分布情況分析：在該次研究中，一共檢查出81株真菌，其中有63例為白色念珠菌，所占比例為77.8%，6例為光滑念珠菌，所占比例為7.4%，5例為假熱帶念珠菌，所占比例為6.2%，3例克柔念珠菌，所占比例為3.7%，3例放線菌，所占比例為3.7%，1例煙曲菌，所占比例為1.2%。

②真菌感染與寄生情況分析：在該次研究中，有16例患者感染了肺部真菌，感染率為5.3%；47例患者出現(xiàn)呼吸道疾病上呼吸道真菌寄生，其寄生率為15.7%。

③真菌感染與性別、年齡等的關系：在該次研究中有男177例，女123例。其中男性出現(xiàn)真菌感染9例，感染率為5.1%，真菌寄生31例，寄生率為17.5%；而女性出現(xiàn)真菌感染7例，感染率為5.7%，真菌寄生16例，寄生率為13.0%。男性與女性的感染率、寄生率相對比，差異無統(tǒng)計學意義（P>0.05），見表1。300例呼吸道帶真菌患者的年齡分布狀況如下表2所示。由表可知，年齡較大的患者極易感染和寄生真菌，其中，50~59歲之間的患者，其寄生率為4.0%，感染率為1.3%，而60歲以上的寄生率與感染率分別為9.3%、3.3%。

④呼吸道帶真菌和慢性呼吸道疾病之間的關系：有慢性呼吸疾病的寄生率為35.8%，感染率為14.1%，而無慢性呼吸道疾病患者的寄生率與感染率分別為6.7%、1.4%，有慢性呼吸疾病患者的真菌感染率與寄生率明顯高于無慢性呼吸疾病患者，兩者差異有統(tǒng)計學意義（P＜0.05），見表3。

3 討論

目前，呼吸系統(tǒng)疾病住院患者出現(xiàn)呼吸道真菌感染呈現(xiàn)逐漸增多的態(tài)勢。有研究表明，在1999年到2001年間，呼吸系統(tǒng)疾病真菌感染率逐年增加，其年平均增長率約為7.0%[6]。這種情況出現(xiàn)的原因，可能與以下五點有關聯(lián)：①臨床醫(yī)生在應用抗生素類時，對藥物的指征掌握不夠嚴格。②細菌培養(yǎng)意識不強，一些臨床醫(yī)生往往是在不斷運用抗生素，且無效之后，才進行藥敏試驗或者是痰真菌培養(yǎng)。③激素使用不科學，特別是在部分基層醫(yī)療單位，將激素作為常規(guī)性的藥物使用。④預防性抗生素的運用，在治療某種疾病的時候，臨床醫(yī)生為了防止發(fā)生細菌感染，進而預防性的使用抗生素。⑤對于一些患有惡性腫瘤的患者，其在進行放療或化療時，患者本身的機體免疫力下降，因此極易受到真菌的感染。

一般情況下，人們的上呼吸道可能發(fā)生真菌寄植的情況，有研究者指出：住院患者粘膜部位帶真菌率是49.9%，而在該次研究中5.3%，出現(xiàn)這種情況可能與本組研究患者的身體素質(zhì)較好、年齡較低有一定的關系[7]。另外，呼吸道真菌感染還與年齡、基礎疾病有一定的感染。通常情況下，高齡患者極易寄生或感染真菌，由于高齡患者身體素質(zhì)相對較差，免疫功能下降，進而容易感染真菌。而在該組研究中，60歲以上的患者其真菌寄生率與感染率為9.3%、3.3%，明顯高于其他年齡段，由此再一次證明老年患者極易感染或者是寄生真菌。另外，患有慢性呼吸疾病的患者，由于長時間服用抗生素，使得自身體內(nèi)的正常菌群異常，失去平衡，同樣也極易感染真菌[8]。在該次研究中，原本有慢性呼吸疾病的患者，其感染率與寄生率就明顯高于無慢性呼吸疾病的患者。

對慢性疾病患者及老年患者進行呼吸道真菌預防是極為有必要的。而合理運用抗生素，且及時進行細菌培養(yǎng)對呼吸道感染的菌譜進行監(jiān)測，是預防呼吸道真菌感染或寄生的重要手段，特別是對老年患者或者是有慢性呼吸疾病的患者而言，更應當加強對藥物的選擇與使用。

參考文獻

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第8篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

【關鍵詞】 貨幣當局資產(chǎn)負債表； 項目構(gòu)成； 成本收益

編制貨幣當局資產(chǎn)負債表是國際貨幣基金組織《貨幣與金融統(tǒng)計手冊》的要求，是貨幣統(tǒng)計體系的重要組成部分。對貨幣當局資產(chǎn)負債表的研究分析有利于更好地分析與評價中央銀行經(jīng)濟政策的成本和效果，提高中央銀行資產(chǎn)負債管理水平，對企業(yè)、投資者的經(jīng)濟金融形勢分析也具有重要意義。

一、我國貨幣當局資產(chǎn)負債表的項目構(gòu)成

貨幣當局資產(chǎn)負債表是將貨幣當局（中央銀行，中國人民銀行）的資產(chǎn)負債表進行歸并與匯總，系統(tǒng)地記載某一時期貨幣當局的資產(chǎn)與負債的變動情況的表式。中國人民銀行自1994年起貨幣當局資產(chǎn)負債表，1994至1999年期間為按年編制，2000年之后按月編制，月后4周在中國人民銀行網(wǎng)站。貨幣當局資產(chǎn)負債表運用復式計賬法，每筆交易同時在兩個（或以上）項目登記，按照歷史成本計價。中國人民銀行定期搜集資產(chǎn)負債原始數(shù)據(jù)和當期會計核算數(shù)據(jù)，按照會計月報和總賬中科目數(shù)據(jù)編制，1999―2009年貨幣當局資產(chǎn)負債表（簡）如表1所示。

中央銀行資產(chǎn)項目是中央銀行以貨幣資金收購的資產(chǎn)或放貸形成的債權(quán)。國外資產(chǎn)中的外匯項目反映貨幣當局持有的國家外匯儲備。1999至2009年期間，外匯儲備占款從1.41萬億元增加到17.52萬億元，占總資產(chǎn)的比例從39.78%提高到76.98%，是我國中央銀行最主要的資產(chǎn)配置。貨幣黃金項目增長很快，但絕對量較低。中央銀行在國際金融市場上購買黃金將導致國際金價波動，因此中央銀行的黃金儲備只來源于國內(nèi)黃金開采收購。其他國外資產(chǎn)項目主要是在國際貨幣基金組織的特別提款權(quán)（SDR）。我國擁有的SDR很穩(wěn)定，僅在2008年增加59.97億SDR，約合92.96億美元。2007年8月，為緩解外匯兌付導致流動性過剩的壓力，中國人民銀行要求商業(yè)銀行以外匯繳存本幣存款準備金，這部分外匯資金在其他國外資產(chǎn)項目中核算，導致該項目金額在2007年底出現(xiàn)急升。

對其他存款性公司債權(quán)反映中央銀行對商業(yè)銀行的再貸款和再貼現(xiàn)。再貸款和再貼現(xiàn)曾經(jīng)是中央銀行主要的貨幣政策工具，過去十年中，作用降低并逐漸淡出。該項目金額逐年減少，占總資產(chǎn)的比例從43.49%降為3.15%。對其他金融性公司債權(quán)包括中央銀行對其他金融機構(gòu)如資產(chǎn)管理公司、信托投資公司發(fā)放的信用貸款和債券回購。1999至2005年期間，中央銀行向信達、長城、華融、東方四家資產(chǎn)管理公司發(fā)放再貸款超過1.2萬億元，用于收購國有商業(yè)銀行的不良資產(chǎn)，導致該項目金額大幅度增長。對政府的債權(quán)主要是對政府的借款和透支以及持有的國家債券，1999至2006年期間,該項目余額穩(wěn)定在2千億元左右。2007年，財政部發(fā)行1.55萬億特別國債，籌集資金大部分向人民銀行購買外匯作為中國投資有限責任公司的資本金，反映在貨幣當局資產(chǎn)負債表上是相應金額的外匯儲備轉(zhuǎn)移到對政府債權(quán)項目。

負債方的儲備貨幣即為基礎貨幣，是中央銀行發(fā)行貨幣和吸收存款貨幣銀行繳存的存款準備金形成。2009年，儲備貨幣規(guī)模是14.4萬億元，占負債規(guī)模的比例從84.3%降為63.28%，是中央銀行的主要資金來源。在儲備貨幣中，貨幣發(fā)行是中央銀行根據(jù)商品流通需要向社會投放的現(xiàn)金，1999至2009年，我國貨幣發(fā)行年均增長10.71%，接近GDP增長率，貨幣發(fā)行與經(jīng)濟發(fā)展是協(xié)調(diào)的。金融機構(gòu)存款是商業(yè)銀行在中央銀行的準備金，包括法定存款準備金和超額準備金兩部分。中央銀行通過調(diào)整存款準備金率控制金融機構(gòu)在中央銀行準備金規(guī)模，1999至2009年期間，存款準備金率從6%提高到15.5%，中央銀行金融機構(gòu)存款從1.47萬億元增長到10.24萬億元，對于中央銀行回收流動性過剩發(fā)揮了主要作用。

負債方中的政府存款是各級政府在中央銀行賬戶上的預算收支差額。1999至2009年期間，我國財政收入快速增長，政府財政狀況好轉(zhuǎn)，財政結(jié)余增加，中央銀行政府存款從1 785.5億元增長到2.12萬億元。發(fā)行債券反映中央銀行在公開市場發(fā)行的融資票據(jù)。中央銀行從1998年開始公開市場操作，通過公開市場回購交易調(diào)節(jié)貨幣供應量。為補充公開市場交易國債數(shù)量的不足，2002年起中央銀行開始發(fā)行央行票據(jù)作為公開市場交易工具，2009年發(fā)行債券余額達到4.21萬億元，占總負債的18.49%，公開市場業(yè)務和央行票據(jù)回購成為我國重要的貨幣政策工具。

二、我國貨幣當局資產(chǎn)負債表分析

中央銀行的資產(chǎn)負債分析不能簡單參照至商業(yè)銀行的標準，對照發(fā)達國家中央銀行資產(chǎn)負債規(guī)模和結(jié)構(gòu)可以獲得有益的啟示。1999―2009年是我國經(jīng)濟快速發(fā)展的時期，名義GDP的平均增長率達到14.15%。同期中央銀行資產(chǎn)負債規(guī)模增長更快，2009年底達到22.75萬元，是1999年的6.44倍，年均增長率為20.74%，與GDP的比例從39.42%提高到67.85%。相比之下，2009年末美聯(lián)儲資產(chǎn)負債規(guī)模是2.28萬億美元，與GDP的比例是15.99%；日本銀行資產(chǎn)負債規(guī)模是122.53萬億日元，與GDP的比例是25.8%。我國貨幣當局資產(chǎn)負債規(guī)模與GDP的比例是美國的4.24倍，是日本的2.63倍，顯然，我國貨幣當局資產(chǎn)負債增長過快，規(guī)模過大。

由表2可知，2009年底，美聯(lián)儲和日本銀行主要的資產(chǎn)配置是政府債券，其中美聯(lián)儲41.1%的資產(chǎn)是美國國債和政府機構(gòu)債券，日本銀行58.75%的資產(chǎn)是政府債券。國債對經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的支持作用，美聯(lián)儲和日本銀行的資產(chǎn)運用方式支持了本國的經(jīng)濟建設。美聯(lián)儲外幣儲備資產(chǎn)為零，日本銀行的外幣資產(chǎn)占總資產(chǎn)的4.47%，因此，美、日中央銀行不承擔匯率波動帶來的外匯儲備風險。美聯(lián)儲和日本銀行的資金來源主要是貨幣發(fā)行和吸收準備金存款。美國存款準備金率非常穩(wěn)定，只有交易存款賬戶需要向中央銀行繳納存款準備金，存款準備金率分為0、3%和10%三檔，美聯(lián)儲不向存款準備金支付利息。由于吸收存款準備金不需要成本，而貨幣發(fā)行只需要很少的印刷、運輸和安全成本，因此，美聯(lián)儲的資金成本很低。

為對沖收購外匯所投放的流動性，我國從2003年來大幅提高存款準備金率，最高在2008年6月達到17.5%。我國存款準備金需要支付利息，2010年的法定存款準備金利率為1.62%、超額存款準備金利率為0.72%。2009年貨幣當局的金融機構(gòu)存款規(guī)模為10.24萬億元，中央銀行需要支付利息超過1 000億元。2009年我國發(fā)行央行票據(jù)71期，平均利率1.34%。2009年貨幣當局發(fā)行債券項目月末平均余額是4.12萬億元，按照1.34%的資金成本，要支付利息500多億元，這些都構(gòu)成我國中央銀行的貨幣政策成本。此外，美聯(lián)儲國庫現(xiàn)金管理效率很高，美國政府財政存款實時投放于金融市場獲取增值，美聯(lián)儲的政府存款接近于零。我國迫于流動性過剩的壓力，不能廣泛開展國庫現(xiàn)金管理，中央銀行政府存款余額超過2萬億元，不能獲得投資收益，構(gòu)成貨幣政策的隱性成本。

我國貨幣當局資產(chǎn)規(guī)模中外匯資產(chǎn)比例高達76.98%。我國沒有公布外匯儲備的幣種和資產(chǎn)構(gòu)成，根據(jù)美國財政部公布的數(shù)據(jù)，2009年底，中國持有美國國債8 948億美元。另外根據(jù)美國資產(chǎn)外國持有量數(shù)據(jù)推測①，我國在2009年3月底持有美國政府機構(gòu)債券約4 240億美元。這樣，我國中央銀行持有的美國國債和美國政府機構(gòu)債券超過1.3萬億美元，超過美聯(lián)儲對美國國債和政府機構(gòu)債券的持有量。目前美國2年期國債收益率約為0.69%，3年期國債收益率約為1.15%，我國外匯儲備投資獲得的收益要低于資金成本。在人民幣升值的背景下，以美元為主的外匯儲備還要承受匯率貶值損失。按照2009年底的外匯儲備規(guī)模，人民幣兌美元每升值0.1元，外匯儲備約損失2 400億元。2005年7月人民幣匯率改革以來，人民幣對美元升值超過1.4元。目前新一輪人民幣升值正在形成，可能對我國外匯儲備升值產(chǎn)生不利影響。

三、結(jié)論與建議

對我國貨幣當局資產(chǎn)負債表的分析表明，我國長期奉行的出口導向和吸引外資政策使我國國際收支經(jīng)常項目和資本項目出現(xiàn)雙順差。在銀行結(jié)售匯制度安排和人民幣升值預期作用下，國際收支順差轉(zhuǎn)變?yōu)槿嗣駧胚^量投放和流動性過剩，中央銀行提高存款準備金率和發(fā)行央行票據(jù)回收過剩的流動性，導致貨幣當局資產(chǎn)負債規(guī)模過度膨脹。我國外匯儲備主要投資于美國國債和美國政府機構(gòu)債券，持有規(guī)模大于美聯(lián)儲，是美國赤字財政的重要資金來源。外匯儲備投資獲得的收益低于需要支付的存款準備金利息和央行票據(jù)利息，而且要承受人民幣升值帶來的損失。

貨幣當局資產(chǎn)負債項目的安全性也值得關注，如對四家國有資產(chǎn)管理公司的1.2萬億元再貸款，由于國有資產(chǎn)管理公司不良資產(chǎn)回收率很低，中央銀行再貸款可能難以完整收回。這些成本和損失構(gòu)成中央銀行的貨幣政策成本和維護金融穩(wěn)定成本，最終由中央財政和國民福利來承擔，是未來我國經(jīng)濟工作中的重大不安定因素。建議全面研究中央銀行資產(chǎn)負債項目的安全性、成本和收益，在對外貿(mào)易和吸引外資等經(jīng)濟政策決策中充分考慮中央銀行貨幣政策成本，在減少外匯儲備、降低貨幣當局資產(chǎn)負債規(guī)模的基礎上，減少央行票據(jù)發(fā)行規(guī)模，積極開展國庫現(xiàn)金管理，適當增持政府債券。

【參考文獻】

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第9篇：統(tǒng)計學平均增長率范文

【關鍵詞】 甲狀腺腫瘤； 病理診斷； 免疫組化

【Abstract】 Objective：To analyze the pathological distribution characteristics of thyroid tumor and to evaluate the utility of different immunohistochemical qualitative diagnosis for benign and malignant tumors.Method：190 patients with thyroid nodules in the hospital from February 2011 to April 2014 were selected as the research objects.All patients were diagnosed by ultrasound scan and aspiration biopsy.Postoperative specimens were used for microscopy pathology examination and immunohistochemical.Pathological diagnosis was conducted by pathologists and ultrasound doctors.Result：Benign tumors accounted for 24.74%，swollen thyroid nodule accounted for 57.45%，thyroid adenoma accounted for 42.55%.Malignant tumor accounted for 75.26%，including papillary carcinoma 83.92%，follicular carcinoma 11.89%，medullary carcinoma 0.70%，undifferentiated carcinoma 3.50%.Among the papillary carcinoma，classical type accounted for 55.00%，follicular type accounted for 16.67%，latent accounted for 27.50%，acidophil accounted for 0.83%.The positive expression rate of CK19 in papillary carcinoma was higher than that in other tumors，the difference was statistically significant（P

【Key words】 Thyroid tumor； Pathological diagnosis； Immunohistochemical

First-author’s address：The Second Hospital of Chaoyang City，Chaoyang 122000，China

doi：10.3969/j.issn.1674-4985.2016.07.031

甲狀腺結(jié)節(jié)是內(nèi)分泌系統(tǒng)的常見病，無論良惡性病變均可表現(xiàn)為甲狀腺結(jié)節(jié)，調(diào)查顯示50歲以上人群甲狀腺結(jié)節(jié)發(fā)生率高達50%[1]。約5%的甲狀腺結(jié)節(jié)是惡性腫瘤，其余多為良性腫瘤或過度增生。我國甲狀腺惡性腫瘤年發(fā)病率約為3.1/10萬，居頭頸部惡性腫瘤之首，近年來因社會環(huán)境危險因素增多，甲狀腺癌發(fā)病率呈逐年上升趨勢，年平均增長率高達4%[2]。約90%甲狀腺癌為分化型甲狀腺癌，其生長緩慢、淋巴轉(zhuǎn)移率較高、多分布于頸前部兩側(cè)軟組織內(nèi)不易診斷發(fā)現(xiàn)，但其惡性程度低、預后較好，10年生存率可達50%以上[3]。甲狀腺良性結(jié)節(jié)可以向惡性轉(zhuǎn)變，近年來隨著體檢的普及，甲狀腺腫瘤特別是甲狀腺癌病理類型趨于復雜，診斷難度上升，超聲引導下細針穿刺活檢（FNAB）可明顯提高術前診斷準確性，但因良惡性細胞分布不均衡，定性診斷符合率仍較低，甲狀腺結(jié)節(jié)病理診斷仍主要依賴于手術，而在未獲得明確診斷的條件下，患者對手術可能存在抵觸情緒，限制了甲狀腺腫瘤的病理診斷[4]。為此，本研究試分析甲狀腺腫瘤病理特征，并與免疫組化檢查結(jié)果進行對比，總結(jié)病理診斷經(jīng)驗，現(xiàn)具體報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料 選擇醫(yī)院2011年2月-2014年4月收治的甲狀腺結(jié)節(jié)患者190例（190個結(jié)節(jié)標本）作為研究對象。納入標準：（1）臨床資料完整，具有完整的彩超、相關生化指標、術中以及術后病理診斷結(jié)果；（2）單發(fā)；（3）符合手術治療標準；（4）無頸部手術歷史；（5）診斷為甲狀腺腫瘤。所選患者中男80例，女110例，年齡33～69歲，，平均（46.1±3.5）歲。就診原因：甲狀腺腫塊139例，體檢51例。

1.2 方法 體檢主要通過手觸及，若觸及新的結(jié)節(jié)或甲狀腺明顯增大，則進行超聲檢查。超聲檢測儀器選用SEQUOIA-512彩色多普勒超聲診斷系統(tǒng)。對于符合手術治療標準者，給予甲狀腺患側(cè)腺葉全切和/或峽部切除、預防性淋巴結(jié)清掃，獲取甲狀腺切除標本，用10%的福爾馬林溶液固定手術切除的病理標本，然后進行石蠟包埋切片，對病理標本進行HE染色處理，給予冷凍病理標本OCT包埋，使用恒溫冷凍切片將其切片，并快速進行HE染色處理，然后進行病理分析。首先，進行大體觀察，記錄結(jié)節(jié)位置、大小、數(shù)量、質(zhì)地及切面情況，而后病理科醫(yī)師與超聲醫(yī)師共同進行病理診斷，對比病灶超聲特征、HE染色切片特征。以低倍鏡觀察病灶邊界、結(jié)構(gòu)、形態(tài)，高倍鏡觀察組織、細胞，重點觀察砂粒體分布、有無纖維假包膜、有無囊性病變。制片的過程，標本的預處理取材固定脫水透明浸蠟包埋切片烤片脫蠟脫油過水蒸餾水防脫片制備抗原修復內(nèi)源性過氧化物酶的滅活PBS緩沖液沖洗抗室溫（25±8）℃孵育PBS緩沖液沖洗非生物素型酶聚合物檢測PBS緩沖液沖洗DAB顯色復染脫水透明封固，最后進行免疫組織化學檢測與結(jié)果判定。

1.3 統(tǒng)計學處理 采用Windows Excel收集錄入數(shù)據(jù)資料，以SPSS 18.0軟件對所得數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計學處理，計數(shù)資料以率（%）表示，比較采用 字2檢驗，以P

2 結(jié)果

2.1 病理診斷情況 良性腫瘤47例（圖1），占24.74%，其中甲狀腺結(jié)節(jié)腫瘤27例，占57.45%，甲狀腺腺瘤20例，占42.55%。惡性腫瘤143例，占75.26%，其中癌120例，占83.92%，濾泡癌17例，占11.89%，髓樣癌1例，占0.70%，未分化癌5例，占3.50%；癌中經(jīng)典型占55.00%，濾泡型占16.67%，隱匿型占27.50%，嗜酸細胞性占0.83%（圖2）。

2.2 甲狀腺腫瘤免疫組化

2.2.1 CK19表達情況 癌CK19表達陽性率高于其他腫瘤，比較差異有統(tǒng)計學意義（P

2.2.2 其他幾種常用的腫瘤基因表達 惡性腫瘤hTERT、Ki67、VEG、Ret、P53表達陽性率均高于良性腫瘤，比較差異均有統(tǒng)計學意義（P

3 討論

甲狀腺腫瘤是人體最常見的腫瘤類型之一，隨著年齡的增加，其發(fā)病率逐年上升，有尸檢表明，約半數(shù)人伴有甲狀腺結(jié)節(jié)，其中絕大多數(shù)為甲狀腺腫瘤，在臨床體檢工作中，約4%～8%的成年人有甲狀腺結(jié)節(jié)。近年來，甲狀腺癌發(fā)病率顯著上升，已成為增長最快的惡性腫瘤之一，不同病理類型甲狀腺瘤治療方式、預后存在顯著差異，如何準確的判斷甲狀腺病理類型成為學術界關注熱點。甲狀腺早期篩查主要通過超聲以及FNAB，但都無法明確病理類型，最終病理診斷還依賴于鏡檢及免疫組化[5]。

本研究表明，手術患者惡性腫瘤達到75.26%。關于良性腫瘤手術治療的適應證，目前尚無明確的標準，對于高危患者主張手術治療，若早期篩查惡性腫瘤特征不明顯，也可進行隨訪。甲狀腺腫瘤病理類型較多，良性腫瘤包括甲狀腺結(jié)節(jié)腫瘤及甲狀腺腺瘤，惡性腫瘤主要為癌、濾泡癌、髓樣癌及未分化癌，本研究中癌占83.92%，略低于早期研究，近年來濾泡癌、髓樣癌、未分化癌比重有上升趨勢[6]。癌按照病理特征又可分為經(jīng)典型、濾泡型、隱匿型、嗜酸細胞性，其中經(jīng)典型約占半數(shù)以上，分化較好，解剖結(jié)構(gòu)清晰，術前診斷符合率較高，而對于其他類型癌，因影像學檢查特征多不規(guī)則，惡變風險高，也多主張手術切除，對于術中發(fā)現(xiàn)的微小結(jié)節(jié)快速冰凍病理檢查也多可滿足需要[7-8]。免疫組化對標本組織進行染色行定量及半定量分析為目前評價腫瘤血管生成的常用方法，是輔助定性診斷的重要方法，hTERT、Ki67、VEG、Ret、P53表達檢測均具有較高的特異度，本次研究均達到100%，但惡性腫瘤表達陽性率僅為75%～92%。CK19表達對癌敏感度較高，有助于病理分型，但對于其他類型的預后較差的惡性腫瘤敏感度不足。可以聯(lián)合CK19及其他類型表達檢測提高輔助診斷效用[8]。近年來，許多學者致力于活檢穿刺病理檢測技術，Lee等[9]對4585例甲狀腺結(jié)節(jié)細針穿刺，進行BRAF V600E突變的高靈敏度檢測，結(jié)果證實BRAF V600E突變有助于提高甲狀腺結(jié)節(jié)定性診斷符合率。Rossi等[10]的一項前瞻性研究也證實BRAF V600E突變檢測可提高診斷效用。活檢穿刺診斷以其創(chuàng)傷小、簡單快捷的優(yōu)點在臨床上應用廣泛[11-12]。但其診斷假陰性準確率很高，對濾泡性腺瘤的診斷較困難，部分甲狀腺濾泡性腺瘤患者的組織樣本細胞形態(tài)不明顯，需依靠明確的血管與包膜潤浸來確診[13-15]。臨床病理實踐中，組織樣本取材單純應用細針穿刺具有一定的局限性，無法全面觀察病變組織結(jié)構(gòu)和周圍組織形態(tài)，因此，聯(lián)合超聲定位技術，盡可能采集高質(zhì)量的樣本，聯(lián)合免疫組化、鏡檢可提高術前診斷效用，指導手術操作。

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