时间：2023-07-17 17:22:40
一、理论推导
基本的柯布—道格拉斯生产函数表达式如下：其中A、K、L分别代表技术水平常数，资本和劳动。假设经济处于完全竞争市场条件下，且规模报酬不变。α是资本的产出弹性系数，β是劳动的产出弹性系数，且α＞0，β＞0。将教育作为对劳动力的作用因素加入到上述模型中去，假设初始劳动为L0，用教育E与初始劳动的乘积代替原模型中的L，得到下面的方程。其中y，c，k，l，e分别代表产出、技术进步、劳动、教育的增长率。由（3）式我们可以得到教育对经济增长的贡献率。通过公式（4）我们可以计算教育对经济增长的贡献率。公式（4）涉及三个变量β，e和y，其中y是经济增长率，较常用的衡量经济增长率的两个变量为GNP的增长率和GDP的增长率，丹尼森和麦迪逊就是采用GNP的增长率来衡量经济增长的。由于我国统计口径的原因，本文采用GDP的实际增长率作为经济增长的衡量标准。β是劳动的产出弹性，不同区域由于其经济结构不同，经济发展水平不同，劳动的产出弹性也出现差异性。丹尼森上世纪60年代估算的美国经济的β值为0．73，麦迪逊采用的β值为0．7。通常认为β的取值范围在0．7—0．8之间。本文采用β值的经验值为0．73。e代表教育投入的增长率，教育投入涉及教师资源与教学相关的各种设备，资本等的投入，实际核算具有难度。通行的办法是用教育综合指数的增长率E作为替代变量来衡量教育投入的增长率。教育综合指数反映的是某年、某国家（或某地区）劳动者人均受教育程度的状况，它以劳动者受某一级教育为基准，按照一定的劳动简化率折算人均受教育程度。它与教育投入之间具有很强的正相关性。因此教育综合指数增长率E作为e的替代变量是合理的。只要计算出教育综合指数增长率E和GDP的实际增长率y就能得到教育对经济增长的贡献率。
二、吉林省高等教育对经济增长贡献率实证
（一）平均受教育年限的计算鉴于我国从业人员人均受教育年限的准确数据无法得到，我们利用受教育程度人口百分比来间接计算。根据2002年和2013年《中国劳动统计年鉴》统计数据，为计算方便，将大学专科、大学本科、研究生及以上学历就业人员比例合并统计为大专及以上。表1为全国和东北三省2001年和2012年从业人员文化程度分布百分比。从该表中可以看出，2001年吉林省大专及以上从业人员占人口比重高于全国平均水平1．3个百分点，并且也略高于毗邻的黑龙江和辽宁。而2012年吉林省大专及以上从业人员占人口比重低于全国平均水平0．16个百分点，在东北三省中排名依然最高。整体而言，2001—2012年吉林省受高等教育从业人员占人口比重增长速度低于全国水平。为计算高等教育、中等教育和初等教育的平均年限，对我国各级受教育年限规定如下：小学6年，初中3年，高中3年，大专以上4年（在我国，专科学校的学习年限为3年，本科大部分专业为4年，医学等极个别专业的学习年限为5年，为计算方便，假设大专及以上均为4年）。按照崔玉平、杨天平、刘召鑫等的计算方法，人均受教育年限。其中Xi为各级受教育程度百分比。这样得到全国和东北三省2001年和2012年人均受教育年限如表2所示。从表2中可以看出，2001年东北三省人均受高等教育年限整体上要高于全国平均水平，且吉林省水平最高，高出全国平均水平0．052年。而2012年东北三省人均受高等教育年限均要低于全国平均水平，人均受高等教育年限增长率低于全国平均水平。东北三省内部而言，吉林省人均受高等教育年限依然最高，为0．540年。
（二）人均受教育综合指数及其年均增长率的计算教育投入量的年均增长率在核算上具有难度，较为普遍的做法是利用教育综合指数的年均增长率作为替代变量来代替教育投入量的年均增长率。其中Li为劳动简化率。劳动者受教育程度与其年均收入呈正相关关系，受教育程度越高，其年均收入也越高。因此受教育程度越高，劳动简化率也高。参考李洪天［2］（2001）的标准，计算起点是人均受小学教育年限，将小学文化程度的劳动简化率定为1，初中、高中和中专、大专以上文化程度的劳动简化率分别为1．2，1．4和2。这样，利用劳动简化率可以计算人均受教育综合指数如表3所示。计算结果显示，2001年东北三省人均受教育综合指数高于全国平均水平，且吉林省人均受教育综合指数最高，达到10．033年，高出全国约1年。而2012年仅辽宁省人均受教育综合指数高于全国水平。其中E为除去高等教育后，教育综合指数的年均增长率。具体2001—2012年教育综合指数年均增长率E和高等教育占教育综合指数年均增长率的比重见表4。表4还给出了人均受高等教育年数年均增长率。2001—2012年东北三省教育综合指数年均增长率和人均受高等教育年数年均增长率均低于全国平均水平，这两项指标吉林高于黑龙江低于辽宁。2001—2012年东北三省高等教育占教育综合指数年均增长率的比重要高于全国平均水平，其中吉林省最高，达到54．18％。
（三）GDP的年均增长率的计算利用中国统计年鉴的统计数据，我们汇总得到全国和东北三省历年GDP实际增长率。如表5所见。2001—2012年东北三省平均GDP实际增长率要高出全国平均水平。2001—2012年吉林省GDP年均实际增长率最高达到12．8％，高出全国2．5％，也高于毗邻的辽宁省和黑龙江省。
（四）吉林省2001—2012年教育以及高等教育对GDP实际增长的贡献率的计算利用上面的计算结果和公式（5），可以计算得到教育对GDP实际增长的贡献率。前述我们得到高等教育占教育综合指数年均增长率的比重，所以高等教育对经济增长的贡献率可以通过下式得到。具体计算结果见表6。2001—2012年教育对经济增长的贡献率的全国平均水平为13．72％，东北三省教育对经济增长的贡献率远低于全国平均水平，且区域内表现出较大的差异性，吉林省和黑龙江省教育对经济增长的贡献率较为接近，均大于4％，而辽宁省教育对经济增长的贡献率为7．46％，高出吉林和黑龙江3个百分点。
三、结论与建议
通过对吉林省2001—2012年统计数据分析，可以看出：第一，吉林省教育综合指数年均增长率和人均受高等教育年数年均增长率与全国平均水平相比较低，在东三省的排名均排在辽宁省之后，黑龙江之前。高等教育发展表现出较低的增长速度。虽然吉林省高校数量众多，培养了大批毕业生，但毕业后留在吉林省从事工作的人数较少，属于进小于出［9］。吉林省高等教育占教育综合指数年均增长率的比重较高，说明排除高等教育后教育综合指数的年均增长率较低，高等教育对教育综合指数年均增长率的影响较大。第二，吉林省教育和高等教育对经济增长的贡献率较低，远低于全国平均水平，但高等教育在整体贡献率中占比较高。为此，针对吉林省高等教育现状，提出以下建议：第一，新常态背景下不断转变经济增长方式。需要转变吉林省经济增长方式，将单纯依靠投资驱动经济的发展模式，向依靠科技创新和提高劳动者素质上来，通过技术进步和知识创新来拉动经济整体的增长。第二，高等教育发展要引入战略管理。高等教育管理体系以及高等学校，要逐步改变传统的行政管理思维与方式，尝试引入战略管理思维，不断适应市场等外在变化的需要去办学，使得高等教育与区域经济的发展更好匹配。第三，政府加大对知识型和创新型产业的扶持和发展［10］。要通过产业创新，不断提高此类产业对经济增长的贡献，让高素质人才能够有更加广阔的空间发挥自己的才能。
作者：林凤丽赵喜仓陈雅慧单位：江苏大学财经学院吉林大学商学院
《中国慢性病预防与控制杂志》2015年第六期
1统计学分析
用SPSS19.0建立数据库并进行统计分析，计量资料的组间比较用独立样本t检验，率的比较用χ2检验，采用线性回归分析男女学生血压值与年龄、身高、体重和BMI的关系。检验水准α=0.05。
2结果
2.1基本情况本次调查3所学校1720名学生，男生平均年龄、体重、身高和BMI分别为（13.5±3.2）岁、（46.15±15.75）kg、（154.17±17.92）cm和（18.83±3.59）kg/m2，女生分别为（14.3±3.4）岁、（43.54±12.28）kg、（151.08±12.40）cm和（18.72±3.42）kg/m2。
2.2学生超重肥胖情况被调查学生超重151人，超重率为8.8%，肥胖71人，肥胖率为4.1%；男生超重率为10.0%，肥胖率为5.3%，女生超重率为7.7%，肥胖率为3.0%，男生超重率和肥胖率明显高于女生，差异均有统计学意义（χ2值分别为19.999、21.573，P<0.05）。
2.3学生血压的测量结果被调查学生平均SBP为（103.49±11.04）mmHg，平均DBP为（65.08±8.33）mmHg；男生平均SBP为（105.07±11.64）mmHg，平均DBP为（65.52±9.00）mmHg；女生平均SBP为（101.94±10.22）mmHg，平均DBP为（64.65±7.60）mmHg，男女生平均SBP、DBP差异均有统计学意义（t值分别为5.95、2.16，P<0.01，P<0.05），见表1。在8~13岁年龄段中，男女生的SBP差异均无统计学意义（P＞0.05）；在14~19岁年龄段中，男女生SBP差异均有统计学意义（P＜0.05，P＜0.01）。在8~15岁年龄段中，男女生DBP差异均无统计学意义（P＞0.05），在16~18岁年龄段中，男女生DBP差异均有统计学意义（P＜0.01，P＜0.05）。被调查学生高血压患病率为3.8%，男生为4.7%，女生为3.2%，男女生高血压患病率差异无统计学意义（χ2=2.474，P>0.05）。
2.4年龄、身高、体重和BMI与学生SBP、DBP的相关性分析线性回归分析结果表明，年龄和体重对男女生的SBP、DBP均有明显影响（P<0.01），身高对男女生SBP、DBP均无明显影响，BMI对男女生DBP有明显影响（P<0.01）。
3讨论
有报道，成人高血压源于儿童时期，且影响因素是多方面的，主要影响因素有遗传、肥胖、营养以及儿童自身生长发育等因素[4]。本调查结果表明，嵊州市8~19岁学生高血压患病率为3.8%，男生为4.7%，女生为3.2%。鞠红等[5]发现，体重、身高和BMI均和血压有明显相关。本次调查的相关分析部分支持上述结论。本次调查还发现，SBP和DBP均随着年龄的增长而升高，以DBP升高明显，而且男生增长幅度更明显；在8~13岁年龄段，男女生SBP无明显差异；在14~19岁，男女生SBP有明显差异，但DBP无明显差异；在16~18岁，男女生DBP有明显差异，男女学生血压差异出现的时间不同可能与男、女学生生长发育高峰出现的时间不同有关。有研究认为，儿童血压随年龄而升高的趋势与儿童的生长发育有关，男孩的生长发育晚于女孩，因而男孩的血压快速增长期晚于女孩[5]，这与本结果基本相符。综上所述，应定期开展学生体检，了解学生健康状况，做好高血压预防工作。
作者：吕丽俊 过伟军 单位：嵊州市妇幼保健院医教科 嵊州市疾病预防控制中心
关键词：中等收入陷阱；教育质量；经济制度
中图分类号：G40-054
文献标识码：A
文章编号：1672-0059（2013）03-0014-06
一、引言
对于跨越中等收入陷阱，和经济制度相比，教育的作用是什么？教育在跨越中等收入陷阱方面有作用吗？如果有作用，其作用机制是什么？是教育数量还是教育质量发挥关键性作用？何种教育内容、层次和方式能够发挥更大作用？本文拟对这些问题进行初步探讨。
截至2011年年底，世界上人口在1000万以上、人均GDP超过12000美元的国家有20个，分别为澳大利亚、比利时、加拿大、智利、捷克、法国、德国、希腊、匈牙利、意大利、日本、韩国、荷兰、波兰、葡萄牙、沙特阿拉伯、西班牙、英国、美国、委内瑞拉等。其中，沙特阿拉伯和委内瑞拉是非OECD国家。由于这些国家的人均GDP成功超过了12000美元标准线，因而被称为跨越中等收入陷阱的国家。
跨越中等收入陷阱的实质问题是经济能否实现持续稳定的增长。如果一个国家的经济能够实现持续稳定的增长，则这个国家必定会跨越中等收入陷阱；反之，则不能实现跨越而处于中等收入陷阱之中。关于经济增长的话题，学界在过去的二十年间进行了大量的理论和实证研究，但是究竟是什么促进了发达国家长期经济增长，研究结论却不尽相同。多数研究成果强调基本经济制度对发展的重要性，或者强调经济政策对于短期和中期经济增长的作用。但是，已经成功跨越中等收入陷阱国家长期经济增长率的巨大差异却较少引起人们的注意。比如，从1960年至2000年，在OECD国家中，人均GDP年均增长率低于1.5%的国家有新西兰和瑞士，但是，日本和韩国的人均GDP年均增长率却高于4%（见图1所示）。因而，韩国2000年的人均GDP大约是1960年的10倍，日本2000年的人均GDP大约是1960年的5倍，而瑞士2000年的人均GDP仅约为1960年的1.8倍。
本文将关注这些国家长期经济增长率的差异，并实证分析教育对于经济增长率变化的影响作用。在上述的20个国家中，考虑到数据的可获得性，本文将分析澳大利亚、比利时、加拿大、法国、德国、希腊、意大利、日本、韩国、荷兰、葡萄牙、西班牙、英国、美国等14个国家，在1960年至2000年期间教育对经济增长的作用，并且与包含50个国家的大样本实证研究结果进行相应的比较。此外，本文还将比较经济制度和教育质量对长期经济增长的影响，其中经济制度包括产权制度、对外开放度、商品市场法规和劳动力市场法规等；在教育质量方面，则包括比较不同技能水平和不同教育层次对长期经济增长的影响。
二、理论模型和数据
在经济增长模型中，人力资本在经济增长中发挥重要作用。但是，不同的人力资本测量方式，将会较大地改变人力资本的重要性程度。基于哈努谢克等人的国际教育质量数据库，我们将提供一个关于教育质量与跨越中等收入陷阱国家长期经济增长之间关系的基本结论。
（一）理论框架
本研究采用一个非常简单的增长模型。该模型包含内生增长理论和新古典经济增长理论的元素。具体而言，我们假定一个国家的增长率由工人的技能和其他因素决定，这些其他因素包括初始收入水平、初始技术水平、经济制度等。工人的技能水平通常被假定为工人的人力资本水平。
模型设定为：
增长率=β1×人力资本+β2×其他因素+ε （1）
模型（1）假定，一个国家拥有更多的人力资本，则会有更多的物质产出。技术和生产力的变化率与一个国家的人力资本存量直接相关，因而该模型具有内生增长模型的特点。认知技能和技术与创新之间的关系可以设定为是教育的作用。同时，控制变量中包含有初始收入水平，该模型假定存在条件收敛趋势，这是扩展的新古典经济增长模型的首要特点。
（二）变量的选择
已有的关于跨国经济增长差异的宏观经济实证研究文献中，一般都使用教育完成年限、平均受教育年限、学校入学率、教育投资占比等变量作为人力资本的测量变量。大量的研究结果都发现教育的定量测量指标与经济增长之间存在显著的正相关性。为了证实这种相关性的稳健性，萨拉·伊·马丁等人收集了1960年至1996年世界上88个国家的相关数据，在回归模型中使用了67个解释变量，发现初等教育是人均GDP增长的最稳健的影响因素。然而，哈努谢克等人认为这种做法有可能把实质性偏误引入到模型估计中。在比较人力资本对经济增长影响的跨国研究中，平均受教育年限是一个很不完整和具有潜在误导性的测量教育的变量，因为它忽视了教育系统的差异性，认为接受一年的教育会促进等量的知识和技能的增长。比如，它假定在南非接受一年的教育所产生的人力资本增长量，等同于在韩国接受一年的教育产生的人力资本增长量。另外，它把学校教育作为教育的首要或唯一来源，忽视了非学校教育的作用。忽视国际间教育质量、家庭环境、外在条件等方面的差异，可能是这种教育测量指标的主要缺点。
在标准的教育生产函数中，人力资本包含了学校教育数量、学校教育质量、家庭教育、工作经验、健康卫生等方面。
人力资本=β1×家庭投入+β2×学校投入+β3×个人能力+β4×其他因素+ε （2）
由于各国受教育年限的易获得性，很多实证研究都采用它作为人力资本的变量，但是，使用它作为变量具有很大的局限性。这不仅是因为它忽视了教育质量，而且也忽视了人力资本的其他重要决定因素。人力资本仍旧是一个不能被直接观察到的潜变量，因而有必要对人力资本的测量做进一步的具体化。一个不错的替代方案就是，在经济增长实证分析中，采用认知技能变量作为人力资本的直接测量。认知技能变量由国际数学、科学、阅读的测试成绩决定。这种方式可能具有几个方面的优点：首先，它体现了学校教育产生的知识和能力上的差异；其次，它强调了教育的总产出，包含了培养技能的家庭、学校和个人因素在内；第三，它是具体可行的，因为国际学业测试具有内在的一致性和可靠性。本文在回归模型中将采用认知技能作为人力资本或教育的变量。
（三）数据
1 人力资本数据
本研究使用的认知技能数据来源于哈努谢克等人的研究结果。在1964至2003年间，全球共有12个不同的国际数学、科学和阅读学业测试，参与测试的国家通过自愿的方式参与。哈努谢克将这些不同的国际测试成绩，以PISA成绩为参照标准，通过一定的方式转换成了一个单一的成绩。14个跨越中等收入陷阱国家在1964年至2003年间的国际测试平均成绩，见表1所示。该表中还列出了体现成绩结构的两个数值，一个是高于400分的学生所占比例，该数值可以用于反映基础技能水平指标；另一个是高于600分的学生所占比例，该数值可以用于体现高技能水平指标。测试成绩最高的是韩国（533.8分），最低的是葡萄牙（456.4分），14个国家的平均分为496.7分。
平均受教育年限数据采用Barro&lee最新版的数据。为了比较基础教育和高等教育分别对经济增长的影响，本文将平均受初级教育和平均受中等教育的年限相加，得到平均受基础教育年限。
2 经济数据
人均实际GDP及其增长率数据来源于佩恩表（Penn Word Tables，PWT）6.1版。跨越中等收入陷阱国家的经济数据见表2。表中列出了1960年、1980年和2000年的人均实际GDP，以及1960至2000年人均GDP的年均增长率、1960至1980年人均GDP年均增长率和1980至2000年人均GDP年均增长率。
3 经济制度的指标数据
经济制度方面的数据包括四个方面，分别是产权制度、对外开放度、劳动力市场法规和商品市场法规。在表3中，产权制度用产权保护指数来度量，指数大小介于0至10之间，0代表保护程度最低，10代表保护程度最高。对外开放度用对外开放指数来衡量，指数大小介于0至1之间，0代表对外开放程度最低，即封闭，1代表对外开放程度最高，即完全开放。对外开放指数是依据Sachs等人的配额覆盖率计算得到，配额覆盖率与对外开放度成反比关系问。
商品市场法规指数，包括了三个一级指标，分别为商品市场法规指数、管理法规指数和国内经济法规指数。每个指数大小介于0至6之间，0代表保护最宽松，6则代表保护最严格。劳动力市场法规包括三个指数，分别是劳动力市场法规指数、正式劳动力市场法规指数、临时劳动力市场法规指数。三个指数都是介于0至6之间，0代表保护最宽松，6表示保护最严格。
三、实证结果与分析
本文采用Stata 11.0计量分析软件，利用普通最小二乘法（OLS）对数据进行简单回归，得到以下回归结果（详见表4、表5）。
（一）教育质量对长期经济增长的影响作用
在表4的模型（1），使用了平均受教育年限作为人力资本的变量，回归结果显示，平均受教育年限的估计系数在统计上不显著，模型的调整拟合优度为0.728。在模型中引入教育质量变量之后，模型的调整拟合优度大幅提高，为0.821，说明模型的解释力得到显著的提高。
模型（2）结果显示，平均受教育年限的估计系数在统计上不显著，在数值上更加趋近于零；而教育质量变量的估计系数为0.015，在5%的显著性水平上显著。它表示，在控制其他变量的情况下，如果测试成绩提高100分，那么样本国家的年均增长率将提高1.54个百分点。从表2可知，1980-2000年样本国家的平均年增长率为2.30，这就意味着测试成绩提高100分所带来的增长百分点（1.54）约占1980-2000年平均增长率的67%。另外，人均实际GDP的估计系数为负，且在1%的显著性水平上显著，这说明经济增长过程存在条件收敛性，或者说，远离技术前沿的国家，可以通过模仿而不是创新实现更快地增长。
模型（3）中，仅使用教育质量作为人力资本变量，回归结果与模型（2）情况基本一致。模型（4）、（5）是将因变量分成了1960-1980年、1980-2000年两个时间段。两个时间段回归结果差异较大，在1960-1980年时间段，平均受教育年限的估计系数在统计上显著，测试成绩的估计系数不显著，而1980-2000年时间段的结果则相反，其原因可能是两个时期的数据结构有所变化。由于平均受教育年限采用的是1960年的数据，所以其对1960-1980年时间段的影响作用相对而言更明显。
模型（6）、（7）的结果是对包含50个国家的大样本数据分析得到。可以看到，当在模型中引入教育质量变量之后，模型的拟合优度显著提高，由0.297增至0.723，说明模型的解释力得到显著提高；平均受教育年限的估计系数在统计上由显著变为不显著，且数值上更加趋近于零；教育质量的估计系数为1.978，在1%的显著性水平上显著；人均实际GDP的估计系数为负，且在5%的显著性水平上显著，也支持经济增长中条件收敛性的存在。
比较两个样本的数据回归结果，可以发现其共同点有：一是在模型中使用教育质量作为人力资本变量，模型的解释力得到显著提高；二是教育质量的估计系数在统计上高度显著；三是引入教育质量变量之后，平均受教育年限的估计系数更加趋近于零，且在统计上也更加不显著；四是初始的人均实际GDP的估计系数为负，且在统计上显著，支持了经济增长中条件收敛性的观点。
（二）经济制度与教育质量对长期经济增长作用的比较
1 产权制度、对外开放度与教育质量作用的比较
Acemoglu等人认为解释经济增长的首要解释变量是一个国家经济制度的质量，比如产权制度或开放程度。
表5中模型（2）的结果显示，产权制度指标的估计系数趋近于零，在统计上不显著，而教育质量的估计系数为0.014，在10%的显著性水平上显著。模型（4）的结果显示，对外开放度指标的估计系数为负，在统计上不显著，而教育质量的估计系数为0.016，在5%的显著性水平上显著。模型（5）的结果显示，产权制度和对外开放度的个体显著性不显著，两者联合显著性的F统计值为1.49，在统计上不显著，而教育质量的估计系数为0.021，在5%的显著性水平上显著。
模型（6）是大样本数据的回归结果。由于样本中包含发达国家和发展中国家，所以产权制度的估计系数在统计上显著，这与理论预期具有一致性；对外开放度的估计系数尽管个体不显著，但产权制度和对外开放度两者联合显著性的F统计值为6.17，在统计上高度显著，这说明产权制度和对外开放度在解释发达国家和发展中国家的经济增长差异时具有很好的解释力。教育质量的估计系数为1.265，在1%的显著性水平上显著。
依据上述结果，可以得出以下基本结论：一是产权制度和对外开放度对于包含发达国家和发展中国家的样本具有解释力，而对于成功跨越中等收入陷阱的发达国家则不具有解释力，因为这些国家在大的制度环境方面的差异较小；二是教育质量对成功跨越中等收入陷阱国家的经济增长差异具有解释力。
2 商品市场法规、劳动力市场法规与教育质量作用的比较
尽管劳动力市场法规和商品市场法规对富国的短期经济增长差异具有解释作用，但是实证分析发现，这些制度并不能帮助我们理解跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长差异。回归结果显示（表略），商品市场法规的三个一级指标——商品法规指数、管理法规指数、国内经济法规指数——在各自的回归模型中在统计上都不显著；劳动力市场的三个指标——劳动力市场法规指数、正式劳动力市场法规指数、临时劳动力市场法规指数——在各自的回归模型中在统计上都不显著，而教育质量的估计系数在大多数回归模型中在统计上显著。因而，商品市场法规、劳动力市场法规不能解释跨越中等收入陷阱国家的经济增长差异。
（三）不同技能水平和教育层次对长期经济增长作用的比较
Vandenbussche等人认为高等教育是发达国家之所以经济发达的关键因素。他们建构了一个模型，在模型中，接近技术前沿的国家应该更多地投资于高等教育，因为这样可以通过技术创新而使得这些国家达到技术前沿的位置。相反，远离技术前沿的发展中国家则应该更多地投资于基础教育，因为他们需要通过模仿发达国家的技术来获得发展。在他们的研究中，他们使用了受教育年限来测量人力资本存量。本文将比较不同技术水平和教育层次对跨越中等收入陷阱国家长期经济增长的影响。
1 基础技能和高级技能对经济增长作用的比较
基础技能和高级技能是基于国际学业测试成绩的微观数据进行划分的。用高于400分的学生比例反映基础技能，高于600分的学生比例反映高级技能。回归结果显示（表略），基础技能水平和高级技能水平在各自的回归模型中在统计上显著；而在包含两个变量的模型中，两者都在统计上不显著；在系数大小方面，高级技能水平的估计系数大于基础技能水平的估计系数。在包含50个国家的大样本中，基础技能水平和高级技能水平的估计系数都在统计上显著，高级技能水平的估计系数大于基础技能水平的估计系数。
从结果上看，可以初步认为高级技能水平比基础技能水平对跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长具有更重要的作用，这与Vandenbussche等人的研究结论相一致。
2 基础教育和高等教育对经济增长作用的比较
回归结果显示（表略），高等教育的估计系数在各方程中在统计上显著，而基础教育的估计系数则都不显著；在系数大小方面，高等教育的估计系数要大于基础教育的估计系数。而在大样本中，当模型中引入教育质量变量时，基础教育和高等教育的估计系数都不显著，在系数大小方面，高等教育的估计系数要大于基础教育的估计系数。
从结果上看，可以初步认为高等教育比基础教育对于成功跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长具有更重要的作用，这与基础技能水平和高级技能水平的研究结论相一致，也与Vandenbussche等人的研究结论相一致。
四、结论
根据前文的研究结果，可以得出以下几点基本结论：
第一，使用教育质量作为人力资本的变量，相比于使用平均受教育年限作为人力资本的变量，经济模型的解释力得到显著提高。这表明，在中等收入国家普及义务教育和高中阶段教育之后，教育质量的提高对于经济发展至关重要。
第二，经济制度对于解释发达国家和发展中国家的经济增长差异则具有很好的解释力，而教育质量对于成功跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长差异具有解释力。在解释成功跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长差异中，以教育质量为变量的人力资本要比经济制度更加重要。具体而言，产权制度和对外开放度对于包含发达国家和发展中国家的样本具有解释力，而对于成功跨越中等收入陷阱的发达国家则不具有解释力；商品市场法规、劳动力市场法规不能解释跨越中等收入陷阱国家的经济增长差异，而教育质量对跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长差异具有解释力。但是，这并不是说经济制度对于跨越中等收入陷阱国家的长期经济增长不重要，主要是因为这些国家的经济制度和环境较为接近，经济制度变量的变异较小，因而在统计上对经济增长率的解释不够显著。
【关键词】院前急救；指挥调度；
【中图分类号】R197.324 【文献标识码】A【文章编号】1004-4949（2012）10-0026-02院前急救体系建设是否完善与及院前急救水平、指挥调度质量是衡量一个地区急诊急救工作水平高低的主要指标。随着我州的不断发展，院前急救需求也逐年增长，本文通过凉山彝族自治州2005年—2011年“120”指挥调度信息进行分析，为不断完善我州院前急救体系的建设，提高指挥调度质量和我州院前急救工作的整体水平，更好地为少数民族地区广大病员服务提供科学的理论依据。
1资料与方法
1.1资料来源：凉山彝族自治州紧急救援中心2005年—2011年有效呼叫“120”的指挥调度信息
1.2方法：对我州7年间院前急救发展情况、呼救病种构成、呼叫出车月、日高峰时段进行分析
1.3统计学方法：使用Excel和安克“120”指挥调度系统软件进行统计分析。
2结果
2.1基本情况： 凉山彝族自治州总面积6.04万平方公里，辖17个县市，有彝、汉、藏、回、蒙等14个世居民族，人口487万，其中彝族人口244万、占50.1%[1]，是全国最大的彝族聚居区。自2005年—2011年全州有效出诊117338次，急救伤病员123608人。
2.2院前急救发展情况：七年来有效出诊117338次，急救伤病员123608人次。年有效出诊趟次平均增长率为8.73%，平均发展率为108.73%。年急救病员人数平均增长率为6.73%，平均发展率为106.73%，见表1 （P
表1凉山州2005—2011年院前急救发展情况统计表
Table 1Statistical table of pre-hospital emergency situation in the state of LiangShan from 2005 to 2011
年度出诊趟次较上年增长率急救病员数较上年增长率200512510 14200 2006136509.11%146333.05%20071566314.75%1663113.65%20081786914.08%1867112.27%2009181101.35%190171.85%2010189804.80%195873.00%2011205568.30%208696.54%合计117338 123608平均增长率 8.73% 6.73%平均发展率 108.73% 106.73%2.3呼救病种构成： 呼救病种构成前三类依次为：交通伤（33.27%）、除交通伤外的创伤（25.44%）、内科疾病（22.60%），见表2 （P
2.4呼叫出车月、日高峰分布：呼叫出车月高峰依次为：12、11、8月，低谷依次为：4、2、6月，见表3 （P
表2凉山州2005年—2011年院前急救病种统计表
Table 2Pre-hospital emergency medical statistical table in the state of LiangShan from 2005 to 2011
病种 病员人数构成比（%）内 科2793522.60%除交通伤外的创伤3144625.44%妇产科90237.30%交通伤4112533.27%中 毒89377.23%儿 科23981.94%其 它27442.22%合 计123608100.00%表3凉山州2005—2011年按月份统计出车情况表
Table 3 Monthly statistics dispatch table in the state of LiangShan from 2005 to 2011
月 份出诊趟次构成比（%）一月100898.60%二月90937.75%三月92257.86%四月89957.67%五月94218.03%六月91447.79%七月99518.48%八月101428.64%九月98298.38%十月100028.52%十一月103838.85%十二月110649.43%合计117338100.00%表4凉山州2005年—2011年按时刻统计出车情况表
统计资料显示，7年来我州院前急救有效出车趟次和急救病员人次逐年增加，年出诊趟次平均增长率为8.73%，平均发展率为108.73%。年急救病员人数平均增长率为6.73%，平均发展率为106.73%。这说明：①随着我州经济的发展广大人民生活水平不断提高对健康的需求也日益增加。②凉山州紧急救援中心及相关“120”网络医疗机构对“120”的重要性和院前急救知识的大力宣传、普及，我州人民对院前急救的重要性意识逐步增强。③得益于我州建立了比较完善的“120”院前急救机制[2]。
就院前急救呼救病种构成来看前三类依次为：交通伤（33.27%）、除交通伤外的创伤（25.44%）、内科疾病（22.60%）。可见我州以车祸为主的创伤高居第一位（58.71%），与国内报道基本一致[2， 4，5，6]是危害我州人民健康的第一大因素，造成这一结果的原因主要为：①凉山彝族自治州位于山区地区，山高、路陡，道路状况相对较差。②随着社会经济的发展，人民生活水平不断提高，在交通工具广泛应用的同时部分民众在使用交通工具时安全意识缺乏存在疲劳驾驶、超载、无证驾驶、酒驾等情况。③部分民众在日常生活、工作中安全意识缺乏、安全防护措施不到位。④酒后突发安全事件和治安事件中的打架斗殴等[3]有所增加。因此，应加强我州的城乡道路建设，改进通行状况；加强我州民众交通安全认识以及安全生产和生活的相关知识教育，从而提高我州民众遵守交通规则以及自我防范、自我保护能力；“120”网络医疗机构应加强针对创伤的急救物资、人员准备，加强创伤专业知识和技能的培训、学习，规范急救技术和流程，从而建立一支装备精良、技术过硬的院前急救队伍。
就呼叫出车月、日高峰分布来看呼叫出车月高峰依次为：12、11、8月，低谷依次为：4、2、6月。这是由于①11、8月是我彝族自治州的传统节日彝族年和火把节大假期间外来旅游人员和出行民众较多，交通拥堵，交通事故频发以及假日综合征导致各类疾病发病率增加有关。②12、8月是一年中相对较冷和较热的季节。气候因素导致各类疾病发病率增加同时驾驶员易疲劳、道路通行情况差（结冰、下雨导致道路湿滑）增加了交通事故的发生率[5]。③我州农业人口比例占总人口的86%以上[1]，12、11、8月份系农闲季节广大农民朋友慢性病就诊、外出活动、打工的意愿增强，而4、2、6系农忙季节广大农民朋友慢性病就诊、外出活动、打工的意愿下降。呼叫出车日高峰时段为16时—02时、低谷时段为02时—06时。这与我州人民日常工作和生活的时间规律一致。因此应按照呼叫出车月、日高峰分布特点适当调整 “120”指挥调度平台、各医疗机构的院前和院内急救资源配置，如：弹性增减“120”指挥平台调度人员、院前急救人员、急救车辆及急救物资，以适应院前急救之需要[6]。
院前急救工作随机性强、情况紧急、工作环境差、病种多样、急救药品及设备有限、急救人员劳动强度大、治疗主要以对症为主。应根据这些情况结合我州院前急救工作的自身特点不断完善院前急救体系的建设，合理布局急救网点、急救资源，急救人员，加强急救从业人员培训。从而缩短院前急救反映时间、快速启动应急救援工作，进一步提高少数民族地区的应急急救能力、处理突发公共卫生事件的能力，更好地保障少数民族地区广大民众的身体健康安全。
参考文献
[1]凉山州政府信息网 http：∥
[2]彭重力.重庆市主城区120急救患者的流行病学分析[J].中华急诊医学杂志，2009，18（7）：689-691.
[3]吴群召.基层医院院前急救疾病谱分析[J].中国全科医学，2006，9（4）：319.
[4]曾量波，梁子敬，黄力，等.广州市中心城区院前急救状况分析[J].中国全科医学，2007，10（16）：1359.
关键词：出院人数灰色关联分析影响因素
灰色关联分析方法，是根据因素之间发展趋势的相似或相异程度，亦即“灰色关联度”，作为衡量因素间关联程度的一种方法。灰色系统理论提出了对各子系统进行灰色关联度分析的概念，意图透过一定的方法，去寻求系统中各因素之间的数值关系。因此，灰色关联度分析对于一个系统发展变化态势提供了量化的度量，非常适合动态历程分析。灰色系统理论是由武汉华中大学教授邓聚龙于20世纪70年代末、80年代初提出的，该理论已广泛应用于众多领域，在医学领域也得到了逐步的应用。
出院人数是医院一项既反映医院医疗质量和管理水平、同时又能体现医院运行效率和经济效益的统计指标，它受到医疗市场竞争和医院内部管理等诸多因素的影响。本文应用灰色关联分析法，对出院人数产生影响的反映医疗质量和效率的部分指标进行关联分析，通过分析、评价，定量地反映出它们对出院人数的影响程度，为医院管理者决策提供科学依据。
1资料来源
本文资料来源于某院信息科2000～2007年医院工作年报。
2方法与步骤
2.1选取出院人数(X0)为参考数列;选取统计报表中具有代表性的指标作为比较数列病床周转率(X1)、病床使用率（X2）、平均住院日（X3）、平均开放床位数（X4）、治愈好转率（X5）、入出诊断符合率（X6）、医护人员数（X7）见表1。表12000～2007年出院人数及相关指标值
2.2原始数据初始化处理即将同一数列的所有数据均除以第一数据，其初始化计算公式为：
X′i=Xi（K）Xi（I）（i=0，1…7；k=1,2,…8）
初始化数据见表2。表2各指标初始化数据
2.3计算比较序列与参考序列的绝对差Δi（k）=|Xi′(K)-X0′(K)|
(i=0,1,…7;k=1,2,…8)
结果见表3。表3比较序列与参考序列的绝对差值注：最小绝对差值Δmin=0.000最大绝对差值Δmax=1.2552】
2.4计算关联系数
ξi(k)=Δmin+βΔmaxΔi(k)+βΔmax(i=0,1,…7;k=1,2,…8)
其中，β是分辩系数，取0.5。结果见表4。表4关联系数
2.5计算关联度
ri=1N∑NK=1ξi(K)(i=0,1,…7;k=1,2,…8)
结果见表5。表5各指标的关联度与关联序
病床周转率病床使用率平均住院日平均开放床位数治愈好转率入出诊断符合率医务人员数
关联度0.60760.58130.56300.65680.57730.58730.6385
关联序3571642
3讨论
应用灰色关联分析计算结果表明，影响医院出院人数的主要因素是平均开放床位数、医务人员数、病床周转率；其次入出诊断符合率、病床使用率也是影响医院出院人数比较重要的因素；而治愈好转率、平均住院日对出院人数影响较小，这与医院的实际情况相符。近几年来，医院的平均开放床位不断增加，病床周转率不断加快，医务人员也相应有所增加，这是近年该院出院人数持续上升的主要因素。8年来医院出院人数累积增长了113.77%,与之密切相关的开放床位数、医务人员数和病床周转率也分别增长了39.65%、25.27%和21.51%。
通过灰色关联分析计算得出结论，平均住院日的关联度最低，即对医院出院人数影响最小，这与姚炯、陈美分析结果一致［1,2］。平均住院日的长短，直接影响到病床周转率和病床使用率，在病人多，床位固定的情况下，平均住院日缩短，病床周转率就会加快，出院病人就会增多［3～5］。但该院近几年平均开放床位数不断增加，平均住院日没有持续下降，因此出院人数的持续增加与平均住院日的关联度较小。
作为二级甲等医院，该院地处市中心，周围三级医院林立，但该院找准自己的定位，坚持“以病人为中心”，以“优质、价廉、便捷”的办医模式，抓住机遇不断适应医疗市场变化的需求，及时调整科室布局，增加开放病床数，在提高医疗质量和服务态度上下工夫，给病人营造温馨舒适的就医环境,吸引了源源不断的病人;同时要求临床各科室缩短病人住院天数,加快病床周转,提高床位利用率,满足病人的住院需求。近几年，该院医疗运作保持良好的发展势头，出院病人数、手术人数不断增加，业务总收入呈逐年上升趋势，有效地提高了医院的社会效益和经济效益。但也可以看出，该院的平均住院天数仍有下降的空间，病床的周转率有望进一步加快，作为二级甲等医院在发挥自身优势的同时，为缓解百姓看病难、看病贵作出自己的贡献。
【参考文献】
1姚炯.影响住院人次的因素分析.中国卫生统计，2004，21（4）：228-229.
2陈美.应用灰色关联法对影响住院病人收治因素的探讨.中国医院统计，2006，13（4）：305-307.
3黄建军.医疗费用影响因素的灰色关联分析.科技情报开发与经济，2007，17（23）：163-164.
表1 1982～2000年中国各类文化程度人口及增长指数 万人
1982年
1990年
2000年
增长指数
年增长率
(1982=100)
(%)
文盲人口
23177
18178
8492
36.6
-5.4
小学文化程度人口
35986
42532
45247
125.7
1.3
初中文化程度人口
18094
26640
43093
238.3
4.9
高中文化程度人口
6709
9147
14068
209.7
4.2
大专以上文化程度人口 610
1601
4563
748.0
11.8
高中及以上文化程度人口 7319
10748
18631
254.6
5.3
国有企事业单位专业
技术人员 781.7(1985) 1080.9 2165.1 277.0(1985=100) 7.0
注：计算数据来源于《中国统计摘要(2002)》，第34页、第168页。
一、人力资本的定义与计算
人力资本概念是由美国经济学家Schultz Theodore W(1960)首先提出的，并经贝克尔(Becheru Gary,1964)等人建立了人力资本理论。80年代卢卡斯(Lucus,1988)和罗默(Romer,1990)将人力资源的理论引入新增长理论之中，认为知识和人力资本同物质资源一样是生产的要素，由于知识产品和人力资本具有溢出效应，因而具有递增的边际生产率，对知识和人力资本的不断投入可以持续提高一国的长期增长率。
世界银行《增长的质量》(World Bank,2000a)提出了新的发展分析框架，将影响增长和福利的要素分为人力资本、物质资本和自然资本三类，其中物质资本是通过增长影响福利，而人力资本和自然资本不仅可以通过增长影响福利，其自身就是福利的主要组成部分。这意味着，提高人力资本存量，就等于增加人民的福利。
人力资本是指人身上所具有的教育、文化及其健康的投资，既包括私人投资或家庭投资，也包括国家投资或社会投资。人力资本投资特别是对教育投资（包括正规教育、在职培训、学校培训和再培训、学习项目、成人教育），使人们获得教育的机会和能力被视为经济增长过程中决定性作用。此外教育还有“溢出效应”，例如，教育对知识及其在全社会扩散的贡献（A.P.瑟尔沃，2001）。
早期的研究是以测量不同国家组入学率作为人力资本存量(Psacharopoulos and Ariagada,1986;Lau et al.,1991;Nehru et al.,1995;Kyriakou,1992)，试图利用入学率估计平均受教育年限；Barro和Lee（1993、1996、2000）估计了1960～2000年间跨国平均五年的入学率分布，初等、中等和高等教育入学率，用来构建和计算15岁及以上人口平均受教育年数，他们的计算包括142个国家，其中109个国家有1960～2000年间每五年的数据。采用15岁及以上人口平均受教育年数是目前国际上衡量人力资本比较好的指标，能够用于国际比较，但其缺陷是无法反映各国教育质量。Mulligan和Xavier-Sala-I-Martin(1995)计算了1940年以来美国历次人口普查数据，构建了一组各州人力资本指数，发现过去60年美国人力资本存量增长了1倍。
国内外学者就中国人力资本计算做了有益的探讨（安格斯·麦迪森，1997、1999）。按初等教育为1，中等教育为1.4，高等教育为2的方法，估算1952年中国15岁以上人口平均受教育年数为1.70年，1978年为5.33年，1995年为8.93年，这相当于1913年德国和英国的教育水平，低于1950年日本的教育水平。我们曾在研究中国及各地区经济增长模式及其来源时（王绍光、胡鞍钢，2000），利用全国第三、第四次人口普查和1995年全国1%人口抽样调查资料，估算全国及各地区1982和1995年的人力资本存量，即人口平均受教育年限。1978～1995年全国GDP增长来源中，人力资本增长率为2.12%，对经济增长率的贡献率为5.4%（注：根据麦迪森(Maddison,1970)的研究，22个发展中国家1950～1965年人力资本平均增长率为1.94%，对经济增长率(5.55%)的贡献率为35%。中国的人力资本增长率高于这些发展中国家，而对经济增长率的贡献率低于这些国家，这是由于中国其他要素增长率及其全要素生产率增长率比较高的缘故。）；各地区人力资本增长率在1.4%～3.4%之间，对经济增长率的贡献率为4.0～8.3%。刘宗超和吕永龙(1999)也计算了1964、1982和1990年全国人口平均受教育年限。沈利生、朱运法(1999)采用投入法对全国人力资本进行了计算，李忠民(1999)采用产出法研究了人力资本。李春波(2001)采用预期受教育年限和实际受教育年限两种方法，计算了1949～2000年全国人力资本和1964～1995年各地区的人力资本，同时计算了各类人力资本的地区差异；利用增长账户分析方法，按照横截面时间序列数据，计算了1979～1998年各地区人力资本与经济增长之间的关系，人力资本投资有利于经济增长，受教育年限每提高1年，将使人均GDP增长率提高0.14～0.2个百分点。蔡fǎng＠①等(2002)从内生增长理论探讨了具有外部的人力资本禀赋对经济增长率的影响。他们发现在中国各地区之间，越是人力资本存量高的地区，在随后的增长中越是倾向于有较高的速度。
本文主要研究中国的总人力资本及其增长情况。这里我们用人均人力资本与可利用的劳动人口的乘积来表示总人力资本，用人口受教育年数来表示人力资本，受教育年数愈多，劳动力工作技能就愈熟练，劳动生产率就愈容易提高，从而促进经济增长。在发展中国家丰富的人力资本更易于吸收和使用从发达国家引进和扩散的新技术(Barro and Lee,2000)。用劳动年龄人口（15～64岁）与平均受教育年数的乘积，或劳动力与人口平均受教育年数的乘积来表示。构成一国总人力资本存量用15岁以上人口平均受教育年数来表示人力资本。其中，平均受教育年限＝大学文化程度人口比重×16年＋高中文化程度人口比重×12年＋初中文化程度人口比重×9年＋小学文化程度的人口比重×6年；总人力资本＝15～64岁人口×平均受教育年限。
需要说明的是，15岁以上人口平均受教育年数，包括了65岁及以上者，这部分人口平均受教育水平偏低，在一定程度上低估了15～64岁人口的平均受教育年限。因此，本文的计算偏于保守估计。
笔者根据第三、第四、第五次全国人口普查数据计算了1982～2000年中国各类文化程度人口及人口受教育年数，来分析人力资本增长情况；为了便于国际比较，笔者利用世界银行数据库和美国哈佛大学Barro和Lee的全球教育数据库。
二、中国用了20年总人力资本增长翻一番
改革以来，中国总人力资本存量持续快速增长。如果将2000年第五次人口普查数据与1982年第三次人口普查数据进行对比，并作相应的国际比较，我们得出如下结论。
第一，文盲人口减少了2/3，其中总人口的比例持续下降。1982年全国文盲人口为23177万人，到2000年降至8490万人，减少了63.4%，平均每年减少5.4%（见表1）。2000年文盲人口比例为6.7%，与1982年相比累计下降16.1个百分点（见表2）。即使考虑到官方统计数字的水分因素，中国成人文盲率在发展中国家也是最低的，既大大低于发展中国家文盲率的平均水平，又低于世界平均水平（见表3）。
第二，2000年小学人口比1982年增长了25.7%，平均每年增长1.3%，占总人口比例变化不大，仍占15岁以上人口的1/3强；初中人口增长了138%，平均每年增长4.9%，占15岁以上人口比例上升幅度最大，提高了17个百分点（见表2）。
第三，高中人口增长了110%，平均每年增长4.2%，占15岁以上人口比例提高了4.5个百分点，达到11.1%；大专以上文化程度人口增长幅度最大，相当于1982年的7.2倍，占15岁以上人口的比例增长了3个百分点，为3.6%；两者合计为18631万人，占15岁以上人口的14.7%，而大学人口的比例相当于1960年世界平均水平(3.3%)和1980年发展中国家平均水平(3.1%)，低于南亚国家(3.7%)，高于撒哈拉非洲国家的平均水平(2.2%)，是世界上大学人口比例相当低下的国家之一（见表4）。
表2 1982～2000年全国15岁以上人口文化程度构成与平均受教育年数 %
1982年 1990年 1995年 2000年 1982～2000年
变化量 贡献年数
文盲人口
22.8
15.9
12.0
6.7
-16.1
-
小学文化程度人口
35.4
37.2
38.4
35.7
0.3
0.018
初中文化程度人口
17.8
23.3
27.3
34.0
17.0
1.53
高中文化程度人口
6.6
8.0
8.3
11.1
4.5
0.540
大专以上文化程度人口 0.6
1.4
2.0
3.6
3.0
0.480
平均受教育年数（年） 4.61
5.51
6.08
7.11 2.5
2.50
资料来源：《中国统计摘要(2001)》，第36页。
表3 1960～2000年15岁以上人口文盲率国际比较
%
1960年 1970年 1980年 1990年 1995年 2000年 变化量
世界（109个国家） 36.4
31.4
29.5 26.4
26.1
24.2
-12.2
发展中国家（73个） 64.1
56.1
49.7 41.7
38.3
34.4
-29.7
发达国家（23个） 6.1
5.1
4.8
4.5
3.8
3.7
-2.4
转型国家（13个） 4.5
3.1
2.8
1.7
2.1
2.2
-2.3
东亚／太平洋（10个）52.5 35.4
22.6 26.4
22.5
19.8
-32.7
中国
22.8 15.9
12.0
6.7
-16.1
南亚（7个）
74.3 69.3
66.9 55.2
51.2
45.2 -29.1
中东／北非（11个） 81.0 69.8
55.5 42.8
36.0
32.0 -49.0
撒哈拉非洲（22个） 68.9 63.8
56.8 45.9
44.5
42.8 -26.1
拉丁美洲（23个）
37.9 31.2
23.8 17.2
15.8
14.6 -23.3
资料来源：Robert J.Barro and Jang-Wha Lee,2000；中国数据来源于《中国统计摘要(2001)》，第36页。
第四，中国人口平均受教育年数明显提高。我们估计，1950年中国15岁以上人口平均受教育年数为1年，1964年第二次全国人口普查时为2.22年，1982年为4.61年，2000年提高到7.11年（见表2），已经高于世界平均水平（6.66年）和东亚太平洋地区（6.71年），也明显高于发展中国家平均水平（5.13年），但仍低于发达国家（9.76年）和经济转型国家（9.68年）。20年前中国15岁以上人口平均文化程度还低于世界109个国家的平均水平，也低于东亚太平洋地区水平（见表5）。如果仅计算中国城镇人口平均受教育年数在9～10年之间，即使是城镇下岗工人平均受教育年数也在9.8年，已经接近发达国家平均水平（注：这在一定程度上解释了为什么中国成为美国之后的第二大外国直接投资国的原因，外资企业能够在中国城市找到文化素质较高而劳动力成本较低的技术人员和科研人员。中国比周边国家具有较强的劳动力竞争优势。）。这表明过去20年，不仅中国居民人均收入水平大幅度增长，而且他们的人力资本也明显提高；反过来也有助于提高其劳动生产率、营养健康水平、生活质量和精神文明程度。
第五，中国各类人才大幅度增长但占全国总人口或总就业人口的比重还比较低。其中，大专以上人口增长了6.5倍，2000年达到4563万人（见表1）；到2000年底，全国已授予600万人学士学位、54万多人硕士学位、6.5万多人博士学位（李岚清，2002），分别相当于全国总人口比重的千分之五、万分之四和十万分之五；专业技术人员（指国有事业单位专业技术人员）比1985年增长了1.8倍，2000年达到2165万人，年平均增长率为7.0%（见表1），远高于总人口年平均增长率(1.2%)和劳动力年平均增长率(2.5%)。根据国家人事部提供的最新数据，到2000年底，全国具有中专及以上学历或专业技术职称的各类人员达到6360万人，占全国总人口的(5.0%)，占全国总就业人口的(8.9%)。其中，党政干部585.7万人，企业经营管理人员780.1万人，专业技术人员4100万人，其他人员894.2万人。根据“全国人才队伍建设规划纲要”，到2005年，具有中专以上学历或专业技术职称的各类人员将达到8350万人，占全国总人口的6.3%左右；其中专业技术人员达到5400万人（《人民日报》，2002）。
表4 1960～2000年15岁以上人口受高等教育人数比例国际比较
%
1960年 1970年 1980年 1990年 1995年 2000年
世界（109个国家） 3.3
5.0
7.5
10.3
11.3 12.6
发展中国家（73个） 0.8
1.7
3.1
4.6
5.7
6.5
发达国家（23个）
6.7
9.9
15.8
22.4
24.8 28.1
转型国家（13个）
3.8
6.3
7.7
11.2
11.4 13.9
东亚／太平洋（10个）1.6
2.7
5.0
7.4
10.0 11.7
中国
-
-
0.6
1.4
2.0
3.6
南亚（7个）
0.4
1.2
2.1
2.9
3.3
3.7
中东／北非（11个） 0.9
1.7
3.6
5.6
7.2
8.8
撒哈拉非洲（22个） 0.2
0.8
0.6
1.3
2.1
2.2
拉丁美洲（23个） 1.8
2.5
5.2
8.2
9.5 10.9
资料来源：Robert J.Barro and Jang-Wha Lee,2000；中国数据来源于《中国统计摘要(2001)》，第36页。
表5 1960～2000年15岁以上人口平均受教育年限国际比较
年
1960年 1970年 1980年 1990年 1995年 2000年 增长指数
世界（109个国家） 4.64 5.16 5.92 6.43 6.44 6.66
1.44
发展中国家（73个） 2.05 2.67 3.57 4.42 4.79 5.13
关键词：DEA-BCC；潜在产出；潜在增长率
一、导论
潜在增长率，不仅是衡量经济冷热的重要指标，而且成为制定中长期规划在确定经济总量增长方面的主要依据。对于潜在增长率的测算方法，主要是滤波法和生产函数法。但这两种方法运用在中国潜在增长率的测算中，存在一定缺陷，即：HP滤波法虽然简单易行，但是选取的平滑参数或初始值是根据主观经验判断获取的，对于应用在潜在经济增长率测算中平滑参数的取值也并没有一个统一的观点或方法，具有一定的主观性，得出的结果缺乏科学性。而生产函数法，虽然全面考虑了生产要素利用率和技术进步的影响，充分体现了潜在产出的供给面特征，但是对于中国经济来说，并不存在一个确定的生产函数，建立生产函数模型本身就是非常困难的，直接套用C-D生产函数模型也并不适用于我国实际情况。因此，选择适合的方法对中国潜在产出（或潜在增长率）这一指标进行测算，了解过去中国整体经济和区域经济的发展状况，并预测未来经济的走向意义深远。正是基于潜在增长率的重要性，本文主要介绍DEA法下潜在增长率的测算方法。
二、相关文献综述
潜在增长率的界定还并没有一个统一的结论。历史上最早提出潜在产出的是奥肯（1962），当时将潜在产出理解为“所有资源全部使用时一个经济体的最大可能产出。此后，西方学者对潜在产出（或潜在增长率）的界定大体上可分为凯恩斯主义和新古典宏观学派两类。我国学者对其界定有着不同的见解，1. 直接沿用西方学者关于潜在产出和潜在增长率的界定。郭庆旺，贾俊雪（2004）认为潜在产出即“在合理稳定的价格水平下，使用最佳可利用的技术，最低成本的投入组合并且资本和劳动力的利用率达到充分就业要求所能生产出来的物品和服务”；2. 根据我国实际情况，对我国的潜在产出作出重新界定。徐云i等（2009）认为，由于中国长期处于一种劳动力无限供给的状况，不能直接沿用凯恩斯主义中用自然就业率界定中国的潜在增长率，而应该换用资本存量这一指标进行界定；汪海波（2010）潜在增长率是“在既定的社会生产技术条件下，在适度开发利用资源和保护改善环境前提下，各种生产要素潜能得到充分发挥所能达到的生产率”。
国外学者主要通过滤波法或者生产函数法计算潜在增长率。Harvey（1989）、Hodrick、Prescott（1997）提出HP滤波法可应用于消除经济增长中的趋势成分来测算潜在增长率；Kenneth N.Kuttner（1994）使用了Kalman滤波法作为其测算的方法；Adam和Coe（1990）等的多变量系统模型法、Blanchard 和 Quah （1989）的结构向量自回归。国内学者张连城等（2009）、陈亮等（2012）、刘斌（2001）等用HP滤波法或卡尔曼滤波法，对我国的潜在增长率进行了测算，得出我国短期潜在增长率在9.5%左右，最适合用来测算我国潜在增长率的方法是单、多变量状态空间―卡尔曼滤波方法等结论；然而沈利生（1999）、曹龙（2007）徐云鹏等（2009）通过设立不同的生产函数和不同的数据样本，估计了我国或单个省份、单个产业的潜在增长率和产出缺口。谢冰等（2012）将滤波法和生产函数法结合，提出了取长补短的HP滤波――生产函数估计方法，用C-D生产函数结合HP滤波方法对我国的潜在产出进行了测算。当然还有一些其他的测算潜在增长率的方法，如杨旭等（2007）通过对美国一元奥肯定律的分析，结合我国的具体情况，得出了一个适用于我国实际情况的二元奥肯定律，回归分析后得出我国潜在增长率在10.54%～11.56%的概率为95%；高玉泉（2004）用我国储蓄率推测了我国潜在产出增长率，认为我国1990～2000年的潜在增长率在12%或者16%，并提出了如何达到潜在增长率的政策建议等。
在我国，DEA法已经被广泛的应用于各个领域，如马晓龙（2008）使用DEA法对中国主要城市旅游效率进行了研究；许治等（2006）使用DEA法对我国科技投入相对效率进行了评价；高明（2010）使用了三种DEA模型对中国商业银行进行了效率分析；张思彤（2010）用DEA法分别建立了静态有效性测度模型和动态有效性测度模型，选择了城市生产总值和人均生产总值作为产出指标，对我国34个城市的增长绩效作出了实证分析；周明磊（2011）用DEA法结合Malmquist指数对1997～2007年各产业全要素能源效率进行了分析。
从研究文献中可以看出，从潜在经济增长率的界定到潜在经济增长率的测算方法都还没有一个统一的结论，说明关于潜在经济增长率还有很大的研究空间。本文对应用于效率评价研究中的DEA法进行挖掘，结合潜在增长率的界定，对我国潜在增长率的测算进行进一步的研究，并对测算方法进行持续创新。
三、计量模型设定
DEA法原理主要是通过保持决策单元的输入或者输出不变，借助于数学规划和统计数据确定相对有效的生产前沿面，将各个决策单元投影到DEA的生产前沿面上，并通过比较决策单元偏离DEA前沿面的程度来评价它们的相对有效性。在DEA法的模型方面，最为常用的模型是C2R模型和BCC模型。C2R模型研究的是规模报酬不变的情况下企业的生产效率，BCC模型考虑规模报酬可变情况下企业的生产效率。由于规模报酬不变的假设在很多情况下是不能满足的，规模报酬的变化也是导致企业生产无效率的重要因素之一，因此，本文选用BCC模型。
假设每个城市视为一个决策单元（DMU），每个DMU有a种投入和b种产出，其投入和产出的向量分别为
xj=（x1j，x2j，…，xaj）T>0，
yj=（y1j，y2j，…，ybj）T>0，
那么对于以投入为基础的规模收益可变的DEA（BCC）模型的表达式为
Min
S.T. ∑ xijλj+di-=xijo
yijλj-dr+=yijo
∑λj=1
λj≥0，j=1，2，…，n，di-≥0，dr+≥0，∈E′
i=1，2，…m
其中，Min表示的函数为目标函数，λ为各个地区某一指标上的权重，xijo和yijo分别代表决策单元的原始投入和产出值，di-和di+为松弛变量。
四、中国潜在增长率的实证研究
根据DEA法的要求，我们选定实际GDP（1978年为基底）为产出指标，就业人数和实际全社会固定资产投资为反映劳动力数量和资金投入量的投入指标。
选用DEAP2.1软件的测算步骤为：
1. 从《中国统计年鉴》中选取全国31个省、市、自治区， 1980、1985、1990、1995、2000、2005、2010及2014年各省市的就业人数、名义全社会固定资产投资额、名义GDP、以1978年为基底的GDP平减指数和1978年的GDP。
2. 根据平减指数和名义GDP，计算各省的实际GDP，并根据不变价GDP与实际GDP的比例调整各年度各省固定资产投资的数据，得到最后使用的从业人员数、实际全社会固定资产游资和实际GDP。
3. 使用DEA法的BCC模型，利用DEAP软件计算综合技术效率、纯技术效率、规模效率和规模报酬的递增与递减情况， 以及各年各省投入与产出指标的冗余程度和最优产出（即潜在产出）。
4. 分别按上述步骤计算各年各省的效率值和潜在产出，并结合计算得到的潜在产出测算出以5年（或4年）为周期的平均增长率。
以2010年为例，按照上述1、2步骤计算得出使用的最终数据后（限于篇幅，本文不在这里着重显示），用DEAP2.1软件计算效率值和潜在产出，如表1所示。
根据表1，从四个方面来分析2010年全国各省的效率情况。首先，从综合效率方面考虑，全国的平均值处于较低的水平0.477；全国20个省市、自治区或直辖市的综合效率低于全国的平均水平，占全国省份的65%；全国31个省市只有北京市、上海市和广东省的综合效率大于0.75，处于较优的水平，其中上海市的综合效率为1，是所有省市、自治区中的最优。从综合效率来看，中国的省市、自治区的整体效率偏低，提升综合效率将是接下来政府和企业等的工作重点。其次，从纯技术效率来看，全国31个省市、自治区的平均值为0.574，同样处于较低的而水平；全国21个省市、自治区的纯技术效率低于全国的而平均水平，占全国省份的68%；上海市、江苏省、广东省和自治区的纯技术效率为1，然而纯技术效率的较低水平，说明我国在提升技术的研发、引进、应用等方面的发展潜力很大，接下来各省都应该将人才技术的进步作为提升经济发展潜力的而基本着力点。再次，从规模效率方面来看，全国的平均水平为0.866，整体的规模效率处于较好的水平；全国23个省市、自治区的规模效率高于平均值，占全国省份的74%；江苏省和自治区处于全国所有31个省市、自治区的最低水平，上海市的而规模效率处于最优水平。最后，从规模报酬的情况来看，全国18个省市处于规模报酬递增阶段，11个省市处于规模报酬递减阶段，说明我国城市经济活力整体不错。在就I人数的投入方面存在很大的冗余，这也意味着在经济的发展中不能一味的投入人力资源，而是要寻求一个合理的水平。以数据包络算法计算的最优（潜在）产出的数值要明显大于实际的GDP，也就是说我们的生产函数曲线存在很大的潜力向外扩张，即经济还有很大的发展潜力。
使用上述的方法分别计算其余所需年份的全国以1978年为基期的潜在产出，可得出，1980年全国以1978年为基期的潜在产出为6934.376亿元；1985年为7861.347亿元；1990年为10906.4亿元；1995年为21038.76亿元；2000年为35287.59亿元；2005年为70272.23亿元；2010年为174047.9亿元；2014年为215033.8亿元。据此可以算出，我国1981～1985年的平均潜在经济增长率为2.5%，我国1986～1990年的平均潜在经济增长率为6.8%；1991～1995年的平均潜在经济增长率为14%；1996～2000年的平均潜在经济增长率为11%；2001～2005年的平均潜在经济增长率为15%；2006～2010年的平均潜在经济增长率为20%；2011～2014年的平均潜在增长率为4.3%。
五、结语
本文选择了DEA法的BCC模型来对我国潜在增长率，而BCC模型实际上是DEA法中一个较为基础的模型，在未来的研究中，随着DEA法的不断发展，会有新的适合潜在增长率计算的模型可供使用，也可以对现有的模型做出变化使其更适合潜在增长率计算。本文受限于研究的时段过长等问题，选择的是单投入单产出指标进行DEA法的计算，所用的指标合计为固定资产投入、GDP、从业人员数三项。在数据支持的情况下，可以增加或改变投入和产出指标尝试计算，找出最适合于潜在增长率测算的一套指标。
参考文献：
[1]王全文.DEA方法的进一步研究[D].天津大学管理学院，2008.
[2]许浩.区间DEA理论方法及应用研究[D].中国科学技术大学，2009.
[3]杨顺元.经济增长中效率测度的参数与非参数方法比较研究[D].天津大学，2008.
[4]张思彤.中国城市增长特征及影响因素的计量分析[D].吉林大学，2010.
[5]杜娟.基于DEA理论的排序研究以及两阶段网络结构效率研究[D].中国科学技术大学，2010.
[6]周明磊.我能源消费与产业结构相关性研究[D].上海交通大学，2011.
[7]王子博.中国潜在产出估算模型的设计与应用――基于Kalman滤波的实证分析[J].统计与信息论坛，2012（27）.
[8]王艾青，安立仁.中国潜在增长率的估计[J].统计与信息论坛，2008（23）.
[9]孙学工，刘雪燕.未来十年影响我国经济潜在增长率的若干因素分析[J].中国经贸导刊，2011（21）.
[10]刘斌，张怀清.我国产出缺口的估计[J].金融研究，2010（10）.
[11]沈利生.我国潜在经济增长率趋势估计[J].数量经济技术经济研究，1999（12）.
[12]陆军，钟丹.泰勒规则在中国的协整检验[J].经济研究，2003（08）.
[13]杨旭，等.对我国潜在经济增长率的测算――基于二元结构奥肯定律的实证分析[J].数量经济技术经济研究，2007（10）.
[14]陈亮，等.中国经济潜在增长率的变动分析――基于日韩及金砖四国等典型国家1961～2010年的经验比较[J].经济理论与经济管理，2012（06）.
[15]张连成，韩蓓.中国潜在经济增长率分析――HP滤波平滑参数的选择及应用[J].经济与管理研究，2009（03）.
[16]郭庆旺，贾俊雪.中国潜在产出与产出缺口的估算[J].经济研究，2004（05）.
[17]徐云鹏，张旭昆.中国经济潜在增长率的再估算[J].重庆大学学报，2009（02）.
[18]曹龙.安徽省经济潜在增长率的分析与测算[J].经济纵横，2007（01）.
[19]谢冰，蔡阳萍.基于HP滤波――生产函数方法的我国潜在产出估计[J].湖南大学学报，2012（26）.
[20]颜双波，张连城.潜在产出与产出缺口的界定与测算方法[J].首都经济贸易大学学报，2007（01）.
[21]A.Okun. Potental GNP： Its Measurement and Significance， Proceedings of the Business and Economics Session [J]. American Statistical Association， 1962（98）.
[22]C.Adams，D.Coe. A Systems Approach to Estimating the Natural Rate of Un-employment and Potential Output for the United States[J].IMF Staff Papers，1990（02）.
[23]Kenneth N.Kuttner. Estimating Potential Output as a Latent Variable [J]. Journal of Business & Economic Statistics， 1994（12）.
[24]R.Hodrick，E.Prescott. Postwar U.S Business Cycles： An Empirical Investigation [J]. Journal of Money， Credit， and Banking， 1997（29）.
（关键词]公务员薪酬；外部公平性；内部公平性；薪酬管理
中图分类号：D630.3 文献标识码：A 文章编号：1008-4096（2016）03-0033-07
一、问题的提出
建国以来，随着经济和社会的发展，我国公务员的薪酬水平、薪酬结构已经进行了十几次的调整，公务员薪酬管理模式也在不断完善，但自2006年至今，公务员薪酬已有九年的时间没有任何调整，而这期间我国经济高速发展，平均每年的GDP增长率达到10%以上.2006-2014年物价累计增幅达到30%以上。与其他行业相比，公务员薪酬的涨幅比率排名趋后，根据中经网统计数据分析，明显低于其他城镇单位就业人员和国有单位就业人员平均薪酬。公平性是公务员薪酬管理中最为关键和重要的指标和原则，公务员薪酬管理不公平会导致公务员消极怠工、渎职、腐败，甚至大批辞职现象的发生，只有公务员薪酬的公平性得以保证，才能在一定程度上杜绝公务员的行政不作为，提升政府的行政效能。薪酬的公平性不仅体现出公务员薪酬管理“以人为本”的理念，而且是公务员提升工作效率、提高行政服务质量和水平的重要保障，有利于政府树立良好的形象。
公平是一个比较主观的概念，人们对薪酬公平性的判断主要是对公平的感知和认知。现实生活中公平是相对的，并没有绝对的公平。就相关文献来看，学者们对公平性的研究没有统一的方法。公平性的度量标准难以确定，公平性的测度指标也难以量化。因此，对公务员薪酬公平性的探讨也只能局限于结果的公平，通常可以分为内部公平性和外部公平性。内部公平是指组织内部员工之间薪酬相比较的公平感受，外部公平是指组织内部员工与组织外部员工薪酬相比较的公平感受。
国外学者对薪酬公平性的研究主要集中于以下两个方面。其一，认为薪酬公平性越高对员工的激励作用越显著，进而促进了员工工作效率的提升。薪酬公平感较高的员工，工作积极性也较高。Isaac认为，只有在薪酬管理中体现公平性原则，才能更好地实现对员工的工作管理，并能够提升员工的工作效率；否则，无论组织设计多么精密的奖励制度和监督制度都无法实现薪酬对于员工的激励作用。Pynes强调员工对公平性的认知和预期是导致薪酬发挥激励作用的重要因素。其二，对薪酬公平性的问题进行了细化，将薪酬公平性分解为内部公平性和外部公平性。薪酬要发挥对公务员工作效率和态度的激励作用，不仅要保证薪酬相对丰厚，同时还要注意内部公平和外部公平问题。在薪酬设计过程中内部公平和外部公平是首先要考虑的标准和要素。
我国学者对公务员薪酬公平性的研究相对较少，但对公务员薪酬公平性的作用及职能有共同的认识。陈闽红和王雅萱认为，任何组织只有在薪酬制度中实现了公平性原则，才能够发挥薪酬的激励作用，我国现行公务员薪酬制度的公平性问题比较突出，如果公务员薪酬的公平性问题不能及时得到解决，会直接影响政府部门的人才战略，并间接影响政府的公共管理水平。梅继霞认为，应当对公务员的薪酬结构进行调整。使其具有合理的比例结构，通过建立平衡机制和正常的增资机制，解决公务员薪酬水平的外部不公平性问题。张广科利用分位数回归模型进行实证分析，研究了公务员薪酬内部不公平的影响因素，发现公务员的职务级别、机构类别和级别等是主导因素。韩锐和李景平则从我国公务员薪酬的公平感、满意度与行为绩效的构成角度进行了实证分析，发现公平感、非经济报酬满意度对行为绩效有显著的正向影响，而程序公平感、津贴及奖金满意度对角色外行为有显著的正向影响。蒋嵘桃和李伟伟在罗尔斯公平正义理论的基础上，分别从程序正义、机会平等和合理差别三个维度，利用我国公务员薪酬的调查数据，分析了公务员薪酬制度的公平性困境，提出了解决公务员薪酬制度公平性问题的策略。
以上文献分别从理论和实证的角度对薪酬公平性的影响因素、薪酬公平性对员工的激励作用等方面进行了系统分析和论证。虽然，现有文献对公务员薪酬的公平性问题也有研究，但依然还是从公务员薪酬公平性的影响因素视角展开。而本文的研究则是借鉴了国内外相关文献的研究基础、方法，从公务员薪酬的外部公平性和内部公平性两个方面进行分析，从而对公务员薪酬公平性进行系统全面的研究。
二、公务员薪酬外部公平性分析
公务员薪酬外部公平性主要是从公务员组织外的机构和团体来考察公务员的薪酬水平。由于公务员薪酬水平没有统一的统计口径和统计专项，因而在考察公务员薪酬公平性时（无论是外部公平性还是内部公平性）均使用中经网统计数据库中的公共管理、社会保障和社会组织的统计数据加以替代。为了剔除物价水平的影响，保证研究结果的可靠性，对每个考察对象的数据均利用CPI指数进行平减，以2004年为基期。
为了考察公务员薪酬外部公平性。本文通过分析公务员人均工资增长率与GDP增长率、国民总收入增长率和人均GDP增长率之间的关系考察公务员薪酬外部公平性。2004-2014年间，GDP增长率、国民总收入增长率和人均GDP增长率的波动趋势具有较高的一致性。2010年GDP增长率、国民总收入增长率和人均GDP增长率分别为18.31%、18.00%和17.74%，而公务员人均工资增长率却不足这三项指标的一半，仅仅为8.25%；2012年和2014年GDP增长率、国民总收入增长率、人均GDP增长率和公务员人均工资增长率分别为10.33%、11.11%、9.79%、9.54%和8.14%、8.72%、7.64%、7.82%。由此可以看出，2012年和2014年公务员人均工资增长水平与其他三项指标的增长水平比较接近。公务员人均工资增长率的波动与其他三项指标增长率的波动趋势有一定的关系.但公务员人均工资增长率总体上低于其他三项指标的增长率。
将公务员薪酬的增长率与其他18个行业的薪酬增长率进行比较发现。2004-2014年间，公务员薪酬的增长幅度基本上是处于落后水平（2007年和2008年除外），2014年公务员薪酬的增长率为7.82%，仅高于科学研究和技术服务业的7.38%，租赁和商务服务业的7.34%，采矿业的2.56%，位列倒数第四。公务员的平均薪酬并没有随着经济发展和整个社会人均收入水平的提高而有大幅度的提升。2015年1月12日，全新的公务员薪酬制度改革落实，此次公务员调薪表面看幅度不小，公务员薪酬增幅月均300元左右，但实际上由于多年未加薪、整体通胀等因素，公务员薪酬外部公平性没有得到保障。因此，应充分考虑公务员薪酬外部公平性，建立公务员薪酬随经济、社会及市场变化而适时调整的机制，从而保证公务员薪酬外部公平性。
三、公务员薪酬内部公平性的实证分析
（一）模型选择
为了考察公务员薪酬内部公平性的影响因素和影响机制，本文借鉴张广科的实证分析方法，采用分位数回归模型对公务员薪酬内部公平性进行分析。Koenker和Bassett提出的分位数回归模型主要用来分析变量间的分位数线性关系。近年来，分位数回归模型在经济学领域得到了广泛应用。如对教育回报、劳动市场歧视、财富分配不均，以及食品支出的恩格尔系数等方面的研究。
分位数回归模型通过在给定一个解释变量集的条件下对被解释变量的分位数进行建模，描述解释变量对被解释变量分位数的影响。进而对整个被解释变量的条件分布进行完整描述。分位数回归不要求有很强的分布假设，可以对解释变量与被解释变量之间的各种关系提供一个不受分布假定影响的稳健估计结果。
（二）数据来源、变量选择及描述性统计
为了分析公务员薪酬内部公平性，本文根据2015年新一轮公务员薪酬改革设计了有针对性的调查问卷，本次调查问卷的发放主要借助手机微信平台形式进行，基本做到广泛散发消息与一对一精准匹配相结合的方式。问卷采用电子问卷形式.不存在问卷缺损、填写不合格问题。由于我国公务员人数较多，地域分布比较广泛、复杂.问卷特别按照经济和社会发展不同区域，分为东部、中部、西部和东北部四区，并在每一区域内都安排公务员内部人员进行实际调研，凭借手机微信平台传播速度快的独特优势，尽量做到样本覆盖面广泛、调研结果客观合理。本次调研采用随机抽样形式，共回收问卷1179份，有效率100%。其中，国家政府机关公务员占37.32%，地方政府机关公务员占62.68%；主任科员以下公务员占52.42%。科级公务员占40.97%，处级公务员占6.36%，司级及以上公务员占0.25%；从事行政工作的公务员占61.92%，从事行政和技术等综合性工作的公务员占24.34%，从事技术工作的公务员占13.74%。
根据分析需要，将公务员薪酬（GZ）作为被解释变量，而解释变量选取如下。性别（XB）：在众多研究薪酬的文献中，性别被列为比较重要的影响变量，本文为了考察性别是否在公务员薪酬内部公平性方面起到决定作用，也将性别作为一个比较重要的变量加以考察。年龄（NL）：年龄决定了公务员工龄的长短，一般年龄较大者工龄较长，因而本文以年龄代替工龄。作为一项重要的解释变量纳入到实证模型中。学历（XL）：学历很大程度上决定了公务员的劳动技能和工作水平。从当前公务员薪酬制度及公务员薪酬的现状看，学历较高的公务员晋升空间和机会较多，其薪酬水平也会随之发生变化。因而公务员学历水平也可以被看作是影响公务员薪酬的重要变量。公务员类别（GWYLB）：我国公务员主要分为地方公务员和国家公务员，不同类别公务员的薪酬水平存在较大的差异。地区（DQ）：我国公务员薪酬水平存在地域差异，一般而言经济较发达的地区，公务员薪酬水平也相对较高。但是，由于受到统计数据的影响，本文将公务员所在区域大致分为东部、中部、西部和东北部地区加以区分。公务员级别（GWYJB）：按照我国公务员薪酬制度，公务员级别不同，其薪酬水平也不同。工作类别（GZLB）：工作类别是由公务员工作性质所决定，按照企业薪酬制度，工作技术含量不同，其薪酬水平是有差别的。为了考察公务员工作类别对薪酬水平的影响，将工作类别作为影响公务员薪酬水平的重要解释变量。解释变量说明和描述性统计如表1所示。
由表2可知.公务员所在地区、公务员级别、公务员类别、年龄和学历等五个因素是影响公务员薪酬内部公平性的主要因素，而且每个因素对公务员薪酬的影响存在较大差异。
公务员所在地区显著影响公务员薪酬。在0.50和0.75分位数上，东部地区公务员的工资高于其他地区公务员的工资，公务员薪酬最高的地区比最低的地区分别高出12%和13%。另外，从横向比较来看，随着分位数的增加，东部地区公务员的薪酬也在稳步增加。由于东部地区经济发展水平处于全国前列，东部地区公务员的薪酬水平高于其他地区公务员的薪酬水平。
公务员级别对公务员薪酬的影响在0.10、0.25、0.50、0.75和0.90五个比较典型的分位点上都是比较显著的。并且，不同级别的公务员，随着分位点的增加，公务员级别对薪酬的影响也在显著增加。从纵向比较来看，公务员的级别越高，级别对薪酬的影响越大。在0.10、0.25、0.50和0.75四个分位点上，处级公务员比科员及以下公务员的薪酬分别高出34%、38%、21%和20%。
公务员类别在O.10和0.90分位点上对公务员薪酬的影响不显著，而在0.50和0.75分位点上，国家政府机关公务员对公务员薪酬的影响显著，并呈正相关关系。在0.25、0.50和0.75分位点上。国家政府机关公务员薪酬比地方政府机关公务员薪酬分别高出13%、18%和15%。为了提高公务员的工作积极性，提高公务员的工作效率，地方政府机关公务员应该适当提高薪酬，缩小与国家政府机关公务员的差距。
从公务员的年龄看，不同年龄段的公务员对薪酬的影响在不同分位点上的显著性是不同的。越是年轻的公务员.年龄因素在不同分位点上对公务员薪酬的影响越显著。例如，25岁以下公务员的年龄因素在0.25、0.50、0.75和0.90分位点上均对公务员薪酬有显著的影响。而41-45岁年龄段的公务员，只在0.50分位点上对公务员薪酬的影响是显著的。而且在0.50分位点上.年龄在25岁以下的公务员比年龄在41-45岁的公务员对薪酬的影响高出27%。随着公务员年龄的增长，其工作年限在持续增长，薪酬水平也在逐年增加。但是，公务员薪酬增资的空间毕竟是有限的，年轻公务员的增资空间比年长公务员的增资空间相对而言要大一些。所以，低年龄段对薪酬的影响较大，而高年龄段对薪酬的影响相对较小。
从公务员的学历来看，大专及以下和大学本科学历对公务员薪酬的影响比较显著。而且呈负相关关系，硕士研究生学历的公务员对薪酬的影响不显著。博士研究生学历的公务员在调查对象中规模很小，在实证分析模型中无法体现该学历层次对薪酬的影响。在0.50分位点上，大专及以下和大学本科学历的公务员对薪酬的影响均在较低的水平上通过了显著性验证。在这个分位点上，大专及以下学历比大学本科学历对薪酬的影响高出7%。对于大专及以下学历而言，随着分位点的增加。对公务员薪酬的负向影响力逐渐递减。事实上，我国公务员的学历普遍集中于大学本科层次。但在公务员队伍中并没有根据学历对薪酬水平进行差异化处理。从当前形势看，越是年轻的公务员其学历层次越高。而年长的公务员学历层次相对较低。由此可知，有必要对当前公务员的薪酬体系进行改革，将公务员学历层次作为公务员薪酬管理模式设计的一个重要参考因素。应当适度提高高学历层次公务员的薪酬水平，以促进公务员薪酬的内部公平性，提升公务员队伍的整体素质和整体服务水平。此外，公务员性别对公务员薪酬的影响在任何分位点上均不显著。
四、结论
从公务员薪酬外部公平性看。无论是公务员薪酬的增长率与GDP增长率、国民总收入增长率和人均GDP增长率相比较，还是与其他行业的人均工资增长率相比较，都说明当前我国公务员的薪酬水平在外部公平性上还有不足。一个突出的表现是公务员薪酬的增长率在整体上持续低于我国GDP增长率、国民总收入增长率和人均GDP增长率；同时，与其他行业相比，公务员人均工资增长率也明显低于大多数行业的人均工资增长率。长此以往，低增长率的公务员薪酬会对我国公务员队伍的工作效率、工作积极性及服务水平会产生不利影响。因此，在设计公务员薪酬管理模式和薪酬增长机制时，应关注公务员薪酬外部公平性。
对于公务员薪酬内部公平性而言，影响我国公务员薪酬内部公平性的主要因素有公务员所在地区、公务员级别、公务员类别、年龄和学历等。这些因素对公务员薪酬影响的显著性及作用机理有较大差异。为此，在公务员薪酬管理模式设计过程中，要对这些主要因素加以区别，有针对性地将这些因素反映在我国公务员的薪酬管理模式中。
依据以上实证研究结论，解决我国公务员薪酬管理内部公平性和外部公平性问题主要有如下四点建议：
第一，公务员薪酬管理制度法制化。公务员在自己的职位上工作时，应该按照国家法律制度规定承担自己的责任，并根据付出的劳动价值享有获取劳动报酬的权利。发达国家公务员薪酬管理法制建设已经非常成熟，如美国非常重视公务员薪酬管理的法制建设，有关公务员薪酬方面的法律多达十几部.公务员权利与义务及公务员的薪酬标准在不同的法律中都有明确的规定。严谨的法律制度建设使得公务员薪酬管理有法可依，为公务员人力资源管理系统的运行提供了可靠的制度支持。相比而言，虽然我国公务员在薪酬方面的法律意识也非常强，但还需要不断提高。我国第一部关于公务员的法律是2006年1月1日起实施的《中华人民共和国公务员法》（下文简称《公务员法》），其中包括了对公务员薪酬制度的相关规定。然而除《公务员法》以外，我国目前其他关于公务员薪酬管理的制度多是以文件、条例、方案和规章等形式，这种行政性的条例、文件或规定在法律效力级别、文件科学性上都不如法律，为了更好地做到公务员薪酬管理有法可依，我国应充分借鉴发达国家公务员薪酬管理法制化建设经验，加快完善公务员薪酬管理的各项专门工作的法律建设，公务员薪酬管理制度必须有法律的保障来确定公务员薪酬结构形式、薪酬标准和增长原则等。只有以法律的手段来调控公务员薪酬管理制度的系统运行。实现公务员薪酬管理过程的规范性、公平性，才能达到公务员薪酬管理的有效性。
第二，进一步完善公务员薪酬增长机制。2015年1月20日，在人力资源和社会保障部及财政部的《关于调整机关工作人员基本工资标准的实施方案》中，明确提出建立基本工资标准正常调整机制，从文件中可以确定我国公务员薪酬要随着经济社会发展适时调整的原则。但是，在公务员薪酬管理制度的实施过程中，要充分考虑到公务员薪酬的正常增长机制，要借鉴其他发达国家公务员薪酬管理制度，完善现行制度下薪酬调整机制的实施细则，确定调整时间、幅度标准、绩效工资比重等。兼顾地区之间的经济环境、物价水平及经济发展差异。落实公务员薪酬调整机制要以点带面，渐进式平铺进行，合理规划职务薪酬和职级薪酬两方面的激励作用。形成多维立体式的公务员薪酬调整机制。
【关键词】平均住院日 延长 分析
The day in hospital extend the statistical analysis of the reason
YangYunHua SheHongXian sichuan province people's hospital information department sichuan flood shot 629200
【abstract】Objective to analyze the cause of the extended the day in hospital， this paper discusses the measures to shorten the day in hospital. Methods using comparative method to one dimethyl hospital in January 2012 - June 2011 in the same period the day in hospital and comparison. Results the day in hospital 2012 1 - June year-on-year extended 1.23 days， main factors have medical insurance and the new agriculture joint policy， diseases and disease hospital， hospital patients structure， medical care and hospital management factors. Conclusion the hospital should take comprehensive measures to ensure the quality of medical care in the premise， as far as possible to shorten the day in hospital， reduce the patients' medical costs， enlarge the capacity of the hospital， so as to further enhance the hospital economic benefit and social benefit.
【key words】 the day in hospital extend analysis
平均住院日是一个评价医院效益和效率、管理水平、医疗护理质量和技术水平的综合指标。它既反映了医院的工作效率、医疗护理与医技力量，也反映医疗经营管理水平[1]。在确保医院服务质量的前提下，合理有效地缩短平均住院日，充分利用现有医疗资源，扩大医院收容量，可以努力解决患者看病难看病贵的问题。某二甲医院2012年1-6月出院者平均住院日与去年同期比（“与去年同期比”，以下简称“同比”）延长了1.23天，出现了不正常的延长，为了分析目前出院者平均住院日延长的原因，探讨缩短平均住院日的有效措施，现对该院2012年1-6月出院者平均住院日进行统计分析。
1 资料与方法
资料来源于我院的统计报表和HIS系统的数据，数据真实可靠。运用对比分析法对2012年1-6月的相关指标与2011年同期进行比较分析。
2 结果
2.1 住院病人总体情况：
2.1.1 2012年1-6月出院者平均住院日同比延长1.23天，延长14.75%；而该院前三年出院者平均住院日在8.07～8.34之间变化不大。全院所有科室中，只有康复科同比缩短8.9天，控制得比较好；整个内科系统平均住院日比外科延长多，全院同比延长前5位的科室都在大内科系统，大外科系统比大内科系统的平均住院日控制得好些。
2.1.2 从2012年1-6月各个月份的情况看：平均住院日2012年1月份同比延长0.1天；2月份同比延长1.7天；4月份同比延长1.8天；6月份同比延长1.6天；其他月份同比至少延长了1.0天。
2.2 平均住院日分组情况来看：
2012年1-6月出院病人住院天数的结构有所变化，2012年1-6月平均住院日小于10天的病人占67.69%，同比降低6.84个百分点；而住院日10天以上1个月内的出院病人占29.02%，上升了5.64个百分点。通过平均指标变动指数分析法计算，其结果显示：各组出院者平均住院日变动对总的平均住院日的影响为：引起总平均住院日延长0.28天，延长3.36%；而平均住院日结构发生变动对总平均住院日的影响为：引起总平均住院日延长0.95天，延长11.39%。 见表1
表1 平均住院日分组变动分析表
住院日分组 2012年1-6月 2011年1-6月
住院
人次 构成%
（ ） 平均住院日（X1） 住院
人次 构成%
（ ） 平均住院日（X0）
>90 27 0.18 138.89 32 0.24 165.75
61-90 46 0.3 71.46 24 0.18 74.08
31-60 428 2.81 39.55 222 1.66 40.12
10-30 4424 29.02 15.2 3122 23.38 14.89
合计 15244 100 9.57 13351 100 8.34
2.3 病人的病情
2012年1-6月份，全院收治的疑难、危重病人同比增加219人次，同比平均住院日延长3.2天，人均住院费用同比增加3258元/人次。
2.4 疾病的构成来看：
从系统疾病的构成来看，出院病人多的前三位疾病平均住院日同比变化为：呼吸系统同比延长1.20天，消化系统同比延长1.42天、循环系统同比延长2.08。平均住院日同比延长前五位的系统疾病均延长了2天以上，系统疾病均同比延长超过1.3天。见表2
表2 2012年1-6月出院者平均住院日比较分析表
系统疾病名称 2012年
1-6月 2011年
1-6月 同比
增加数
精神和行为障碍小计 6.63 3.58 3.05
肌肉骨骼系统和结缔组织疾病小计 13.89 11.37 2.52
症状、体征和临床与实验异常所见，不可归类于他处者小计 7.72 5.24 2.48
循环系统疾病小计 12.36 10.28 2.08
内分泌、营养和代谢疾病小计 12.29 10.28 2.01
神经系统疾病小计 11.8 9.98 1.82
肿瘤小计 13.28 11.73 1.55
消化系统疾病小计 8.93 7.5 1.43
2.5 病人的住院付费方式来看：
2012年1-6月份新农合病人的平均住院日为9.19天，同比延长1.10天，居民医保病人同比延长1.57天，职工医保病人同比延长2. 92天，自费病人同比却下降0.21天。通过平均住院日指标的指数分析法计算，其结果显示：医保、新农合、自费车祸等病人结构的变动仅使总平均住院日延长0.01天，延长0.2%；而各种付费方式的平均住院日延长使总平均住院日延长1.22天，延长了14.55%，从医疗的各种付费方式看：主要是医保、新农合病人住院时间延长而使总平均住院日延长。详见表3
表3 出院病人付费方式分析表
费别 2012年1-6月
构成%（ ）
2011年1-6月
构成%（ ）
同比增减
出院人次f1 平均住院日x1 出院人次f0 平均住院日x0
新农合 7809 9.19 51.23 6004 8.09 44.97 1.1
职工医保 2304 14.93 15.11 2379 12.01 17.82 2.92
居民医保 2391 10.09 15.68 1895 8.52 14.19 1.57
自费及其他 2740 5.67 17.98 3073 5.88 23.02 -0.21
合计 15244 9.57 100 13351 8.34 100 1.23
2.6 院感情况来看
2012年1-6月院感病例97例，平均住院日为27.90天，院感发生率为5.18‰；去年同期院感52例，平均住院日为25.33天，院感发生率为3.89‰。院感同比有所增加，平均住院日同比延长2.57天。
2.7 手术前住院日来看：2012年1-6月住院手术病人手术前住院日为2.9天， 同比延长0.2天，手术前住院天数最长的为78天，手术前住院天数超过20天的病人有37人，平均住院日为29.78天，这类病人一般病人都有多个基础疾病，同时，患者指定主刀医师、主治医师导致了术前住院时间的延长。
2.8其他情况
2012年1-6月转科病人为389人次，同比增加56人次，转科前平均住院日2012年1-6月为3.59天，转科前平均住院天数同比增加1.41天。
3 讨论
3.1 平均住院日延长的原因
3.1.1 医保和新农合政策导向 该县由于以前年度的医保、农合基金每年都有结余，2012年的报销政策较以前年度有了大的变化，该县当地县级医院病人的自付线为200元，报销80%；报销范围扩大，以前不在报销范围内的高档检查、高档耗材基本上都能报销70%；并且封项线又高。直接导致了医保、农合住院病人增多，这类病人小病也主动要求住院治疗检查，并且基本上要求医生进行全面体检；从前面的分析看，医保、农合病人平均住院日远高于其他病人，并且同比延长天数都在1天以上，医保、农合病人占该院总病人的80%左右。
3.1.2 慢性病与危重患者增多 2012年1-6月慢性病患者住院同比增加了1425人次，平均住院日比其他病人延长3.0天以上。对1个月以上住院病人的管控还不到位，住院病人的住院日期结构变动对平均住院日的影响很大，住院日超过10天的病人增多。危重患者同比增加219人次，增长36.8%，平均住院日和人均住院费用同比都在增加。
3.1.3 转诊与入院指征把握不够 2012年1-6月向基层转诊病人只有8人，不少恢复期和终末期的病人医生应主动向家属讲解清楚，动员其转回当地治疗。门诊医生对患者入院指征掌握不严格，手术等候时间控制得不好，专科收治不到位，应在门诊明确诊断后收入相应的科室及时治疗。
3.2 缩短平均住院日的意义
3.2.1 能够增效节能 从统计分析看出，如果每个病人住院天数以去年同期8.34天计算，则可以多收治2243例病人住院；同时也相当于间接增加了104张病床。缩短平均住院日可以提高医院的效益与效率，降低患者的直接和间接费用，充分合理地利用好现有的卫生资源。
3.2.2 降低院内感染 缩短平均住院日可以减少院内感染风险， 有研究表明，平均每增加1天住院日，院内感染率将上升一个百分点[2]。
3.3 缩短平均住院日的措施
3.3.1 政策行为控制 为了医保、农合基金的科学、合理使用，医院可以主动与医保、农合部门提出建议，争取从政策层面上进行适当控制。
3.3.2 建立与完善管理制度 医院应结合本院实际，对各科室历史平均住院日和专业特性进行分析并广泛征求意见，通过科学方法，制订医院、各科室、代表性单病种的达标标准.形成以科室为中心，以病种为重点的逐级控制目标责任制[3]，并与责任科室的绩效挂钩，奖惩结合，引导科室重视平均住院日管理，并努力将平均住院日控制在一定的范围内。
3.3.3 提升医疗质量 本文认为应从这些方面做起：医务人员加强专业知识的学习，正确、及时诊断疾病，合理使用药品；鼓励临床科室开展新技术、新业务；合理安排患者手术时间，提高手术准备工作效率；可以开设术前虚拟床位和开展日间手术[4]；严格执行无菌技术操作和消毒隔离制度，减少并预防并发症；大力推进临床路径管理，科学、规范救治住院患者。
3.3.4 建立患者住院天数预警机制 对住院天数30天以上的住院病人由电脑每天以红色的文字在科主任和质控小组长的电脑账户上进行提示，让科主任对该科室住院日超过30天的病人作为重点查房分析原因，进行评价并要求有分析记录[5]，严格控制超过30天的住院病人。
3.3.5 做好“双向转诊”工作 将下级医院转入的疑难重症患者经救治后进入康复期或慢性病的患者转回当地医院继续完成后期治疗，让双向转诊真正成为现代医疗机构之间病人流动的一种新合作模式[6]。
3.3.6 加快数字化医院建设步伐 建立与完善LIS、 PACS等信息系统，充分挖掘、利用和共享医疗信息，实现网上传递各类检查检验信息，可有效减少医生工作量，提高工作效率，缩短患者的住院时间。
参考文献
[1] 崔洋海，李小莹，王力红等.综合医院缩短平均住院日措施的探讨[J].中国病案，2011，12（11）：28-29
[2] 林丽华，缩短平均住院日 提高医院资源利用效率[J].中外医疗，2011，27（09）：154-155
[3] 孙娜，封宗超，倪静等.合理缩短平均住院日 全面提高医疗质量管理[J].西南军医，2009，11（2）：321-322
[4] 刘建迪.以缩短平均住院日为抓手 全面提高医院的运营效率[J].当代医学，2012，18（15）：28-29
关键词 高等职业教育；区域经济发展；贡献率
中图分类号 G718.5 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2014）10-0045-06
随着知识经济的到来，知识已经成为推动经济发展的内在动力和决定性因素。科技知识的贡献率占到了经济合作与发展组织（OECD）成员国经济增长的80%[1]。作为“知识生产工厂”的高等教育也更为直接地参与进经济发展中来。经济和社会的进步要求高等教育能够建立一套与之相匹配的体系。经济发展与教育具有密不可分的关系，教育经济功能的凸显是现代教育的一个重要特征[2]。高等职业教育是高等教育的一种类型，其强调按照职业分类，根据一定职业岗位（群）实际业务活动范围的要求，培养第一线实用性（技术应用性或职业性）人才。我国高职教育从无到发展壮大经历了短短二十几年时间，特别是近十年，高职教育在高等教育大众化进程中发挥了重要作用，学校数量和招生人数和本科院校已然相当，见表1和表2。高职教育立足于服务地方，与区域经济具有更为紧密的联系，因此，研究高职教育对区域经济的贡献具有一定的理论和实践意义。
一、理论模型的构建
在教育经济的发展进程中，产生了几种计量教育对经济增长贡献的方法，如柯布-道格拉斯生产函数、丹尼森的计量模型等，可以通过对这些模型的修正，科学确定劳动简化系数，对高职教育对区域经济增长的贡献做出探讨和研究。
（一）模型的构建
美国经济学家丹尼森（Denison， E.F）认为，劳动的构成因素不仅有质量方面，而且也有数量方面。教育对经济的增长贡献主要是通过提高劳动者的素质，从而提高劳动力质量实现的，换言之，教育的作用就是在初始劳动力投入量的基础上成一定比例增加[3]。因此，可以将柯布-道格拉斯生产函数中的劳动力L分为不包含教育的初始劳动力L和教育投入E的乘积，于是，柯布-道格拉斯生产函数可以变形为：
Y=AKα（LE）β （1）
对此式两边去自然对数后，求时间t的全导数，且两边同时除以Y，用差分方程近似代替微分方程，经过推导，得到国民收入产出增长速度模型：
Y=a+αK+βL+βe （2）
其中，Y代表一定时期国民经济的年增长率，a代表技术进步的年增长率，K代表资本技术进步的年增长率，L代表不含教育质量的劳动技术年增长率，e代表教育投入量的年增长率。那么，通过这个公式单独计算教育对经济增长的贡献，即βe占国民经济年增长率Y的比重，则可以变形为：
Re=βe/Y （3）
这个公式是目前教育经济学界普遍采用的计量教育对国民经济增长贡献的模型，也是本研究所采用的模型。Re代表教育对国民经济增长的贡献率，Y代表国民收入总增长率，e代表教育投入量年增长率，但在本文的实际计算中，我们用教育综合指数年增长率来代替教育投入量的年增长率，这是因为教育综合指数是以劳动力受某一级教育为基准，根据一定的劳动折算系数所折算出来的人均受教育程度，它的年增长率与教育投入的年增长率呈正相关，更好地反映了教育投入的实际效果，所以，从理论上看，用教育综合指数年增长率来代替教育投入量年增长率是可行的。
（二）β值的计算
国内许多学者在研究教育对经济贡献时，为了便于与西方学者的研究进行比较，取β值为0.7，但在许多发展中国家，由于走资本消耗外延式经济增长方式，劳动投入对经济增长的贡献比较小，β值应该是低于0.7的。在本文中，各省市的经济发展水平不一样，β值的系数值对模型的影响较大，因此，本文采用面板数据根据各省市数据重新计算出β值，以便进行横向和纵向的比较。
在科布―道格拉斯函数基础上，
Y=AKαLβ （4）
两边同时除以L，假定α+β=1，得
（5）
取自然对数，构造线性回归模型，
（6）
采用统计软件Eviews进行计算，得出α的值，从而再得出β的值。
高职教育从1999年扩招发展到2012年，只有14年时间，时间序列短，地区差异大，用截面数据或时间序列数据都不能满足分析的需要。因此，在计算各个省市的β值时，需要分析和比较横截面观察值和时间序列观测值结合起来的面板数据（Panel Data），也称为时序与截面合成数据。因为面板数据模型综合利用样本信息，可以减少多重共线性带来的影响。面板数据模型的一般形式如下：
yit=αit+βit'xit'+uit（i=1，…，N； t=1，…，T） （7）
式中，αit为常数项，xit=（x1it，x2it，…xkit）为生变量向量；βit=（β1it，β2it，…，βkit）为参数向量，K是外生变量个数，N为截面单位总数，T是时间总数。随机扰动项uit相互独立，且满足零均值，同方差。
如时间序列参数齐性，即参数满足时间一致性，也就是参数值不随时间的不同而变化，模型（7）可以写为：
yit=αit+βi'xit+uit （8）
在参数不随时间变化的情况下，截距和斜率参数可以有如下两种假设：
H01：回归斜率系数相同（齐性）但截距不同，模型为：
yit=αi+βi'xit+uit （9）
H02：回归斜率系数相同和截距相同，模型为：
yit=α+β'xit'+uit （10）
判断样本数据究竟符合哪种模型形式，可以利用协方差分析构造式来检验统计量。
（11）
（12）
式中，S1，S2，S3分别代表式（8），式（9），式（10）的残差平方和。
在零假设H02和H01下，统计量F2和F1Z服从特定自由度F分布，如果F2大（等）于某置信度（如95%）下的同分布临界值，则拒绝H02，应继续检验，找出非齐性的来源；反之，利用模型式（10）拟合样本，在已确定参数存在非齐性的基础上，如果F1大（等）于某置信度（如95%）下的同分布临界值，则拒绝H01，应该用模型式（8）拟合样本，反之，用模型式（9）拟合。
通常，我们称形式如式（9）的panel model模型为变截距模型（variable intercept），式（8）为变系数（variable model）模型，式（10）为混合回归模型。在本文中，判断所选取的样本究竟符合哪种模型，利用协方差分析构造式（11）和式（12）来计算F的统计量，根据计算，得到F2=22.037>F0.05（30，300）=1.6998，F1=29.375>F0.05（15，300）=1.479，因此本文采用变系数模型[4]。
不管是变截距模型还是变系数模型，都有固定效应模型和随机效应模型之分，并分别对应不同的参数估计方法。本研究选取的样本横截面大，时间序列小，样本并不是总体的随机抽样，所以本研究不进行Hausman检验而直接采用固定效应模型。由于模型仅对各地区的个体差异情况进行研究，为减少面板数据造成的异方差性，在回归估计时选取“可行的广义最小二乘法”，即GLS方法来对模型进行估计，通过B-G序列相关性检验和white异方差性检验，可以得出结论，在显著性水平0.05下模型没有明显的异方差和自相关，故模型拟合较好。
（三）β值的估算结果
从数据的可获取性和本文的研究目的出发，总产出指标Y用国内生产总值GDP表示，资本投入量K用固定资产表示，劳动投入L用年末从业人员数表示。研究选取2001～2012年相关数据为样本，所有的数据都以1978年为基期，模型采用固定效应的变系数面板模型。其中，R2=0.997，F=1486.2，DW=1.892，所有的t值都通过检验，因为本文只需要弹性系数，因而没有列出变系数模型的截距项。全国及各省市β值见表3。
表3 全国及各省市的β值
二、各地区高职教育对区域经济增长的贡献
（一）计算起始年到终止年年平均教育综合指数增长率
本文将从业人员的受教育程度分为小学、初中、高中（含中职）、高职高专、大学本科及以上。在所收集的数据中，由于统计年鉴中并未单列出高职院校，只是列出了大专院校，根据国家近年来所出台的政策，要求现有的专科院校通过改革、改组和改制，逐步调整成为职业技术学院，因此，本研究采取大专院校的数据来代替高职院校从现实上讲是可行的。根据公式13和从业人员受教育程度，分别推算出2001年和2012年各省市人均受教育年限，2001年的数据根据《2002年人口统计年鉴》和《2002年中国劳动统计年鉴》整理得出，2012年的数据来自于《2013年中国人口和就业统计年鉴》①。根据我国目前各级教育的现行学制，小学、初中、高中（含中职）、高职、大学本科及研究生教育的受教育年限分别为6年、3年、3年、3年、4年、3年。按下式计算出各地的人均受教育年限。
（13）
其中，Hi为从业人员人均受各级教育年限，Ni为受各级教育年数，fi为受本级及其以上级别教育比重之和，计算结果见表4。
（二）确定从业人员的劳动力简化系数
受不同程度教育对劳动力质量影响肯定是不同的，考虑到在市场经济条件下，劳动力质量的差别主要体现在劳动力收入上，因此，本研究采用已有的研究成果，以受小学教育从业人员年均收入为基准（劳动力系数为1），折算出小学、初中、高中、高职（大专）、大学本科及以上的劳动力系数。2001年的劳动力系数根据中国社会科学院经济研究所收入分配课题组和城镇贫困研究课题组开展的2000年住户抽样调查数据，由2001年受小学、初中、高中、高职（大专）、本科以上高等教育从业人员的年平均收入（元）为2683、3443、3692、4043、4866，推断出受小学、初中、高中、高职（大专）、本科以上高等教育从业人员劳动生产率的比例倍数为1、1.28、1.38、1.81、2.20。这样就得出接受小学、初中、普通高中、高职、普通本科教育的劳动力简化系数为：1，1.28，1.38，1.81，2.20。2012年的劳动力系数根据范静波研究我国教育收益变动趋势时所使用的样本数据得到的从业人员劳动报酬推算，劳动力简化系数为1，1.902，2.652，4.261，6.228。
（三）计算2001～2012年人均初等、中等、高等教育综合指数及年增长率
首先根据式（14）计算教育综合指数，其中，E为教育综合指数，Hi为各级受教育年限，Li为劳动力简化系数。然后利用公式（15）计算出各个省市的教育综合指数平均年增长率e。丹尼森等西方学者的通行算法，依据工资差别而计算出的教育综合指数的增长率（即由教育程度提高带来的劳动量增长率）用0.6折算[5]。由此得出各省市的教育投入劳动量年均年增长率e’，结果见表5。
E=∑（Hi×Li） （14）
（15）
表5 2001～2012年教育综合指数年增长率（%）
（四）计算各地区高职教育指数增长率占年均教育综合指数增长率的比例
在分离高职教育和普通本科教育对经济增长的贡献上，本研究采用的模型是由杨毅、谭届忠提出的“指数增量法”[6]。通过对丹尼森模型综合教育指数及增长率计算方法与过程的分析，可以看出决定各级教育占整个教育指数增长率的比例是各级教育的指数增量，因此，用各级教育指数增量作为确定该类教育占整个教育指数增长率的权数，既考虑了各级教育指数增长率，也考虑到了各级教育指数存量。其数学模型是
（16）
其中，γi为i级教育占总教育指数年均增长率的百分比，Ei为i级教育指数增量，等于i级教育指数增长率和教育基期指数存量的积，即
Ei=Ei×Eio （17）
其中，ei为i级教育指数增长率，Eio为i级教育基期指数。E为综合教育指数增量，等于各级教育指数增量之和。计算结果见表6.
（五）计算各省市2001～2012年GDP年均增长率
以本国货币价格不变计算的增长率称为实际增长率，根据2002～2013《中国统计年鉴》上各地区GDP指数（上一期=100），计算出2001～2012年各地区GDP实际年增长率。
（六）计算2001～2012年各地区教育对经济增长率的贡献
根据前面所推导的模型Re=βe/Y来计算各省市教育对经济的贡献率。结果见表7。
三、结论
第一，如表7所示，2001～2012年全国高职教育对经济的贡献率仅为0.36%，这个值是较低的，与国内其他学者的研究结果有一定差距，主要原因在于β值的估算。在其他学者的研究中，β的取值一般是采用丹尼森所计算出来的取值0.7，但是对于发展中国家而言，走的基本还是以资源消耗来发展经济的道路，因此，劳动力资本投入对经济增长的贡献基本都低于0.7，况且，不同时期不同地区的经济发展水平不一样，劳动力产出的弹性系数也有差别，因此，β值决定了本研究的估算结果更切合各省市实际。
第二，2001～2012年间，相比于本科教育，我国高职教育发展较快，对经济增长率的相对贡献值更高。我国教育对经济增长率的贡献总值为7.31%，其中高职教育占0.36%，本科教育占0.23%，高职教育明显大于本科教育。究其原因，是因为扩招，高职院校的数量及其招生数迅速增长，甚至一度超过本科，从而导致高职教育的人均受教育年限明显高于本科教育，2012年高职教育的人均受教育年限达到0.356，而本科教育的人均受教育年限为0.205，进一步说明了高职教育在高等教育大众化进程中发挥了重要作用。
【关键词】 肥胖症；干预性研究；结果评价(卫生保健)；学生
【中图分类号】 G 479 R 179 【文献标识码】 A 【文章编号】 1000-9817(2008)11-1029-02
近20年来，随着我国经济的发展和人民生活方式的改变，小学生肥胖率急剧增高［1］。肥胖对儿童健康的影响是多方面的，如何防治儿童肥胖成为一个研究热点。WHO曾在世界各国开展“以肥胖控制为切入点开展健康促进学校”项目活动，以控制儿童肥胖的过快增长。本文是WHO与中国合作的试点项目，以评价在中国开展健康促进学校活动对小学生肥胖的防治效果。
1 对象与方法
1.1 对象 于2006年采用整群随机抽样方法，在武汉市抽取4所从未开展“健康促进学校”活动的小学，2所为干预学校，2所为对照学校。于干预前后进行调查，2次调查资料均完整者共1 279人，其中干预组812人（男生453人，女生359人），平均年龄为(9.72±0.73)岁，性别比为1.26:1；对照组467人（男222生，女245人），平均年龄为(9.77±0.73)岁，性别比为0.91∶1。干预组的学生性别比高于对照组（χ2=8.10,P＜0.01）。
1.2 方法 在干预学校开展“以肥胖控制为切入点的健康促进学校”活动，针对学生营养与肥胖问题，对学生、家长和教师积极进行营养知识健康教育和行为干预，对照学校不开展相关活动。项目开展前和10个月后，对学生的身高、体重进行基线和终期测量。
1.3 判定标准 肥胖的判定采用身高标准体重法，标准采用我国1985年制定的7～22岁儿童身高标准体重表。实际体重在身高标准体重的110%～119%为超重，超过120％为肥胖，其中120%～129%为轻度肥胖，130%～149%为中度肥胖，高于150％为重度肥胖。
1.4 统计分析 调查数据经检查、核实后，全部输入计算机，建立数据库，再采用SPSS 11.5统计软件对资料进行处理和分析。
2 结果
2.1 学生肥胖检出率变化情况 基线时，干预组与对照组学生肥胖检出率为9.8%和10.4%，采用总体性别比标化后为10.0%和10.1%。终期时对照组与干预组学生肥胖检出率分别较基线增长了9.2%，10.6%，但两组间差异无统计学意义(P＞0.05)。其中干预组男生增长了15.5%，增长幅度高于对照组男生；干预组女生降低了5.4%，而对照组女生增长了11.9%。终期时干预组女生肥胖检出率低于对照组，差异有统计意义(P＜0.01)。见表1。
2.2 学生超重及肥胖程度构成变化 终期时2组学生的超重率与重度肥胖率均有所降低，而轻度肥胖率均有升高。中度肥胖率对照组有所升高，而干预组有所降低。但不论基线还是终期，2组学生的超重及肥胖程度构成差异均无统计学意义(P值均＞0.05)。见表2。
2.3 动态分析 基线时，干预组学生肥胖者84人，干预期间好转12人，占总数的14.29%；对照组学生肥胖者45人，同期好转11人，占总数的24.44%。2组学生好转率经统计检验，差异无统计学意义（χ2=2.06，P＞0.05）。同期非肥胖学生中，对照组422人中新发肥胖16人，干预组728人中新发肥胖19人，分别占各自总数的3.79%和2.61%，对照组新发肥胖率略高于干预组。
3 讨论
我国儿童青少年肥胖率近年来持续增高，1985-2000年中国儿童肥胖检出率男性平均增长速度为16.62%，女性平均增长速度为12 .32%［1］。有的地区儿童肥胖检出率高达20%，接近发达国家儿童肥胖率水平［2-3］。此次研究发现，武汉市小学三、四年级学生肥胖检出率达到10%以上。说明小学生肥胖流行情况比较严重，单纯采用临床个案治疗已难以控制迅速增长的儿童肥胖率。儿童肥胖的主要危险因素除遗传以外，爱吃甜食、进食速度快、不吃早餐、看电视时间过久、不爱体育活动等也是重要原因［4］。因此，只有加强小学生肥胖的群体防治的干预研究，在人群中提倡健康的生活方式，才能从根本上预防儿童肥胖的发生，进而控制小学生肥胖率的快速增长。
小学生肥胖防治困难主要在于难以得到家长的参与以及学生没有防治肥胖的主动性［5］，从而造成学生放任自己行为，难以培养健康的生活习惯。“健康促进学校”是利用学校、社会、家庭等全体成员的共同努力，为保护和促进学生健康而形成有利于知晓健康知识、树立正确健康信念、培养健康生活行为习惯的学校环境［6］。这种综合的全方位群体健康干预策略能有效地提高学生、家长与教师对肥胖的认识，从而促使学生改变不良的生活行为习惯，达到预防与控制肥胖流行的目的。国外有研究表明，在学校开展肥胖控制活动，在提高学生营养知识与态度，改变学生不良的生活行为习惯，预防和降低学生发生肥胖的危险方面取得了良好效果［7-8］。国内采用健康教育、行为干预等措施对学龄儿童进行群体干预和3年观察发现，干预组儿童肥胖率从16.9%降到12.3%，而同期对照组儿童肥胖率从17.4%上升至23.2%，干预组的肥胖控制明显好于对照组儿童［8］。
此次在武汉市开展“以肥胖控制为切入点的健康促进学校”项目活动，干预组学生总体肥胖检出率并没有得到控制，同时对照组学生也在上升，原因可能是由于10个月的观察间隔时间太短。因为根据人群的认知理论，要改变学生对肥胖的认知、态度与不良行为需要一定时间，而学生行为的改变对肥胖的影响作用又存在较长的时间延迟。在项目的相关调查分析中，干预组学生在营养知识与健康行为改变方面较自身基线和对照组学生都有明显的提高，干预组学生营养知识平均得分从9.46分增长到18.68分，对照组从9.92分增长到10.74分，差异具有统计学意义。因此，继续延长观察时间，就有可能得到预期的结果。另外，干预组肥胖检出率的增长主要是由于男生肥胖率增高所至，女生肥胖率却是有所降低；而同期对照组男、女生肥胖检出率均在升高，这说明干预活动对女生的肥胖控制效果优于男生。在非肥胖小学生中，对照组学生新发肥胖率高于干预组，干预活动在预防非肥胖儿童发生肥胖方面起到了一定的作用。
4 参考文献
［1］ 覃世龙，贾翠平，孙奕.国内外儿童伤害流行病学特征比较,中国社会医学杂志,2006，23（4）：93-96.
［2］ 肖爱华,刘学宁,黄坚.中小学生肥胖的调查与研究.中国公共卫生管理，2002,18(3):255-256.
［3］ 沈丽琴,李昌吉,龙云芳,等.成都市2002年学龄儿童营养状况分析.中华流行病学杂志,2003,24(9):782.
［4］ 袁萍,罗雷.儿童单纯性肥胖症发生危险因素的Meta分析.中国儿童保健杂志,2002,6（10）:161-163.
［5］ MARY T, DIANNE R, NANCY E. Management of child and adolescent obesity: attitudes, barriers, skills, and training needs among health care professionals. Pediatrics, 2002,110:210-214.
［6］ 潘毅.创建健康促进学校 深化学校健康教育.江苏卫生保健,2002,5(4)：117-118.
［7］ SAHOTA P, RUDOLF MCJ, DIXEY R, et al. Evaluation of implementation and effect of primary school based intervention to reduce risk factors for obesity. BMJ，2001, 323: 1 027-1 029.
截止2008年底，总共有38家A股农业上市公司在沪深证券交易所挂牌交易。本文对2006—2008年间我国A股市场中的农业上市公司绩效进行实证分析，从上市公司的盈利能力、偿债能力、发展能力及营运能力等方面出发，选取影响上市公司经营绩效的指标，构建上市公司经营绩效评价体系，选取农业上市公司相关的指标数据，采用SPSS统计分析中的因子分析法对农业上市公司经营绩效进行综合评价。
二、研究设计
（一）样本选取 本文研究对象为农业A股上市公司，剔除特别处理的上市公司和数据缺失的上市公司，最终选取了30家农业上市公司作为本文的研究样本。主要财务指标数据分别来自Wind资讯、新浪财经等网站。
（二）指标选取 上市公司的财务指标很多，本文选取从盈利能力、偿债能力、营运能力和发展能力等方面对上市公司财务状况进行综合评价，如表1所示。
（三）研究方法 采用多元统计中的因子分析方法，对农业上市公司经营绩效进行实证分析，对上市公司经营绩效进行评价，通过提取公因子，达到减少指标的目的，根据上市公司在各因子的得分和相应权重，求出其综合经营绩效得分，并对农业上市公司经营绩效进行排序。
（四）模型构建 通过SPSS统计软件进行数据处理后，选取特征值>1的公因子，自动产生了上市公司在各公因子的得分F1、F2、…Fi，运用公式：
综合得分=（a1×F1+a2×F2+a3×F3+…+ai×Fi）/（a1+a2+a3+…+ai）
其中：ai为第i个公因子特征值的贡献率，求出各上市公司的经营绩效得分。
三、实证分析
（一）描述性统计分析 本文对所有农业上市公司样本进行变量特征的统计性描述分析，即2006、2008两年相同的农业上市公司的30个样本，每个样本选择12个财务指标进行分析，其次对12个财务指标数据作标准化处理，得出各财务指标的均值，再求出各自的标准差和平均值。首先将农业样本公司2006、2008两年业绩的进行对比分析，其次对2008年度30家农业样本公司经营业绩的均值进行比较、排序、分析。
（1）2006年变量的描述性统计分析。如表2所示：
将选取的12个指标的样本数据输入到SPSS统计软件中，经整理计算后，得到各个变量的描述性统计值如表2所示。从上述得到的描述性统计结果显示：每股收益的平均为0.23%，表明每股收益水平一般，标准差较小表明农业上市公司各样本之间每股收益水平相差不太明显，X2、X3（Mean）为其它盈利指标平均值，为正值，但与X1一样，普遍偏低。资产负债率X4均值为47.3987%，反应出企业总体偿债能力良好，流动比率X5的均值为1.7013倍，稍偏低，速动比率X6平均值为0.998倍，处于适中水平。总资产周转率X9的平均值为0.5919，不到1次，周转速度较慢，应收账款周转率X8平均值为16.885，比全部上市公司应收账款周转率慢，且总体水平相差很大，存货周转率X7的平均值为2.4955，远远低于全部上市公司的这一指标。每股收益增长率和营业利润增长率都出现了负值，表明农业上市公司的每股收益、营业利润都出现了负增长，该指标的标准差为112.34%和71.29%，表明农业上市公司之间每股收益增长和利润增长水平之间差异很大。
（2）2008年变量的描述性统计分析。如表3所示：
将选取的12个指标的样本数据输入到SPSS统计软件中，经整理计算后，得到各个变量的描述性统计值如表3所示：每股收益的平均为0.18%，2006年的每股平均收益为0.23%，低于27.2个百分点，每股收益水平一般，标准差较小，表明农业上市公司各样本之间每股收益水平相差不太明显，X2、X3（Mean）为其它盈利指标平均值，为正值， 与X1一样，较低。资产负债率X4均值为45.87%，反应出企业总体偿债能力良好，流动比率X5的均值为1.46倍，偏低，速动比率X6平均值为0.7522倍，水平较低。总资产周转率X9的平均值为0.6617，不到1次，周转速度较慢，应收账款周转率X8平均值为20.3，比全部上市公司应收账款周转率慢，总体水平相差较大，存货周转率X7的平均值为2.814，远远低于全部上市公司的这一指标。每股收益增长率和营业利润增长率都出现了负值，表明农业上市公司的每股收益、营业利润都出现了负增长态势，该指标的标准差为134.8%和90.29%，表明农业上市公司之间每股收益增长和利润增长水平之间差异较大。
（二）2008年农业上市公司经营绩效综合得分 上述对农业上市公司财务指标进行了统计性描述，通过将原始财务数据进行标准化处理，然后采用因子分析法进行分析，标准化的数据形成矩阵，并得到特征值，按照特征值不小于1的基本原则，选取五个因子指标，其累计贡献率均达到 65%以上。根据各因子的得分和方差贡献率，求出 2008年样本上市公司业绩的总得分，计算出2008年总得分均值和正值比率，通过检验的结果分析，得出2008年农业样本公司总的业绩的特征值。以特征值不小于1为依据选取出前4个公共因子F1、F2、F3和F4，分别为盈利因子、偿债因子、营运因子和发展因子。通过SPSS软件，计算出各样本公司在4个公共因子上的得分，再以每个公共因子特征值的贡献率作为比重，计算出30家农业样本公司的综合分值， 即四个主因子F1、F2、F3和F4的得分，这四个主因子得分可以代表原来数据73.901%的信息量。然后以每个主因子特征值的贡献率为比重，运用公式：综合得分F=（28.721×F1+22.164×F2+13.307×F3+9.710×F4）/ 73.9，结合四个因子得分的值，计算得出30家样本公司的综合得分，即F为综合绩效得分，根据F值的大小，得出农业上市公司综合绩效的排名。
（三）研究结论 综合分析上述实证分析的结果， 可以得出如下结论：30家农业上市公司按照经营业绩的因子得分结果综合得分排名：排在前五位的分别是开创国际、延长化建、敦煌种业、冠农股份、绿大地。其中综合得分排名第一的开创国际公司其营运能力因子排名较高，且分数较高，而盈利能力因子得分、发展能力因子得分略低，显然在这两方面还存在不足，有待遇提高；排名第二的延长化建整体业绩较好，在营运能力和发展能力方面处于农业上市公司中位于前列，其盈利能力、偿债能力也排在前十位；此外，排在第三位的敦煌种业在发展能力方面较为突出；排在第五位的绿大地在发展能力和盈利能力方面表现较好
综合得分排名后五位的 分别是永安林业、新中基、中水渔业、大湖股份和嘉禾股份。在处于排名后五位的公司中，大湖股份在偿债能力方面较为突出，但是在盈利能力、营运能力和发展能力方面三个方面表现较差，导致其综合得分仅为-0.8575，排在30位，嘉禾股份在盈利能力、营运能力位于全部农业上市公司的末位，导致其综合得分也排在末位；中水渔业在盈利能力、发展能力方面相对较差；此外，永安林业在盈利能力方面的有亟待于提高，新中基在发展能力和营运能力方面还有所不足。
四、结论与建议
（一）从发展能力水平看 2008年农业上市公司发展速度明显减慢，可能是受金融危机的冲击，发展能力指标出现明显下滑，说明金融危机对农业上市公司发展能力造成了一定的影响。因此，要提高农业上市公司的发展能力，使农业上司公司在市场竞争中实现可持续发展，必须充分合理地利用现有的资源，并使资产、资本等项目保持持续、适度的增长。农业上市公司应针对自身优势和潜力的特点，提升企业核心竞争力，从而提高农业上市公司的发展能力。
（二）从偿债能力水平看 农业上市公司的短期偿债能力水平较低，农业上市公司的三年加权平均流动比率值为1.127，存在负债过重的问题，说明农业上市公司的短期偿债能力不足。建议通过改善债务资本和权益资本的比例，优化其资本结构，以提高偿债能力，增强农业上司公司的经营绩效；同时还要合理保持短期借款和长期借款比例，协调好融资成本与融资风险的关系，使企业的偿债能力保持在合理的水平。
（三）从营运能力指标看 农业上市公司的应收账款周转率水平普遍较低，受部分公司指标影响，有较大幅度的波动。应收账款周转率和存货周转率水平偏低，应收账款和存货周转较慢，导致农业上市公司资产利用效率低，从而影响了农业上市公司的营运能力。农业上市公司总资产周转率水平也偏低，针对这项指标，建议企业提高其资产利用率，提高其产品的市场占有率，从而使资产利用效率得到提高；同时，企业要加强应收账款、存货、总资产等资产的管理，避免资金呆滞， 切实从根本上提高农业上司公司的营运能力，从而提高企业的经营绩效。
（四）在盈利能力方面 2008年由于受到全球性金融危机的影响，农业上市公司盈利能力出现大幅度下降的趋势，变现在盈利能力指标——净资产收益率变动较大，受到的影响也最大，部分上市公司甚至出现了负值； 由于目前农业还没有摆脱其弱质性， 其盈利能力显著低于全部上市公司的平均盈利能力水平。与其他行业相比，农业上市公司更应注重盈利能力水平，不断提升盈利能力，使其财务竞争力得到加强。农业上市公司可以通过提高农业产品附加值使利润空间得到提升；同时要加强各项成本控制，选择成本控制效果的最佳方案，从而使利润达到最大化；此外，企业还可以通过纳税筹划有效减少税负，使各种税收优惠政策被最大限度地利用，特别是农业税收优惠政策的落实。
通过实施以上措施，使农业上市公司的盈利能力得到加强，进而提高农业上市公司的总体的经营绩效水平。
参考文献：
[1]梅国平：《论上市公司绩效评价体系》，《企业经济》2003年第10期。
[2]李志彤：《上市公司经营绩效评价方法的典型相关分析》，《数理统计与管理》2004年第11期。
[3]刘伟、杨印生：《我国农业上市公司业绩评价与分析》，《农业技术经济》2006年第4期。
[4]高健：《浅谈企业财务绩效评价》，《山西财经大学学报》2007年第1期。
