国外对负债期限结构的研究比较全面深入，他们从各个方面研究负债期限结构的影响因素，研究学者普遍认为，负债期限结构具有加强公司治理、提高权益报酬率、传递公司信息等作用。从国内情况看，在研究时间上，相对国外而言要晚得多，在文献数量上也要少得多。各种理论都是在一定时期、一定的制度背景下形成的。由于历史和体制等原因，比如国外是以资本主义企业为研究对象，有发达的资本市场和相对较完善的法律制度体系；而国内则主要是以转轨经济时期的社会主义企业为研究对象，资本市场建立和发展的时间较短，相配套的法律制度体系也存在滞后现象，西方关于公司负债期限结构理论在我国可能并不适用。即使能够适用，也得按我国的特殊国情做一定修改（施金龙等，2011）。
研究设计原理
本文选取了2012年中国A股的房地产上市公司为研究样本，建立多变量线性回归模型，通过实证分析的方法，研究房地产类上市公司债务期限结构的公司治理效应。
（一）选取研究变量
1.公司治理效应的衡量指标（即被解释变量）。国外研究公司治理大多使用Tobin Q值来衡量公司治理水平和公司绩效。我国学者除用Tobin Q值外，还采用净资产收益率（ROE）、主营业务利润率（CPM）和总资产收益率（ROA）等指标来衡量治理水平和公司绩效。Tobin Q值=公司的市场价值/公司资产重置价值，由于我国房地产上市公司目前仍存在着大量的非流通股，Tobin Q值计算公式中需要的公司市场价值还难以得到公允的计量，因此本文不选用Tobin Q值作为公司治理绩效的衡量指标（方琴，2010）。本文选取净资产收益率（ROE）来衡量公司绩效和治理水平的指标，因为股东财富的最大化是公司治理的首要目标。
2.负债期限结构的衡量指标（即解释变量）。由于负债按期限可分为短期负债（流动负债）和长期负债。以往的研究结论表明短期负债和长期负债对治理效应有不同的作用，因此本文主要是针对短期负债和长期负债的治理效应进行了分析。
短期负债的衡量指标。本文选取短期负债比率（短期负债/负债总额）、短期借款比率（短期借款/负债总额）、应付及预收款比率（应付及预收款/负债总额）作为解释变量。
长期负债的衡量指标。本文选取长期负债比率（长期负债/负债总额）、长期借款比率（长期借款/负债总额）、长期债券比率（长期债券/负债总额）作为解释变量。
3.控制变量的选取。本文选用资产负债率作为计量指标。朱乃平和孔玉生（2006）证明资产负债率对总资产收益率有显著正相关关系。汪辉（2003）也证明资产负债率对公司价值有显著正相关关系。
4.研究假设和研究模型。理论假设。不完备契约理论认为：如果经营管理者选择短期负债融资，收益质量一般的公司投资有可能在项目实施过程中被清算，经营管理者的非货币私人利益也会因项目的过程中清算而丧失。委托理论则认为：长期负债融资对经营者的约束主要表现为防止公司建造经营者帝国或无效扩张。因此Diamond主张，一般的上市公司都应选择长期负债融资来提升公司治理绩效。由于房地产公司产品建设周期长、初期投入大等特殊性，虽然银行短期贷款的利率比长期贷款利率低，但对公司的压力也会比较大；相反，长期贷款和长期应付债券与房地产公司产品周期比较匹配，而且会更有利于促进银行等贷款机构关注和监督企业。本文认为对于发展中的中国来说，长期负债更能提高上市公司治理效应，因此提出假设：房地产上市公司短期负债与治理效应呈负相关关系，长期负债与治理效应呈正相关关系。
模型的设定。根据以上假设，本文建立的房地产上市公司负债期限结构与治理效应相关关系的线性模型如下：
模型一：ROE=a+b1资产负债率+b2流动负债比率+b3短期借款比率+b4应付及预收款比率
模型二：ROE=a+b1资产负债率+b2长期负债比率+b3长期借款比率+b4应付债券比率
（二）变量的选取
本文利用从新浪财经网收集到的125家房地产行业上市公司近五年年报财务数据，收集原则为：2012年11月公布的房地产行业上市公司共有131家，本文剔除了ST、*ST、PT的公司数据和深、沪两市发行的B股），这样更有利于分析目前我国房地产行业的负债期限结构状况及对公司治理效应的影响（申海霞等，2010）。
描述性统计和实证分析
（一）描述性统计
1.负债期限结构整体上的描述性统计。 通过计算分析发现，我国房地产行业整体上负债比例较高，资产负债率平均值为66.25%，且对短期负债有偏好，短期负债比率（短期负债/负债总额）平均值为72.43%。短期负债流动性好、筹资容易成为房地产公司首选的融资方式。但在统计中发现，各个公司之间对短期负债的偏好差别较大，有的公司非常依赖，达到100%，有的却很低，刚刚36.93%。
2.短期负债的描述性统计。短期负债结构的描述性统计。通过统计短期负债的各项指标占负债总额的比值可以分析出，应付账款和预收账款所占比例（应付账款和预收账款/负债总额）最高，达到了31.03%，其次是其他应付款所占的比重为16.16%，短期借款比重为12.21%，这显示出房地产公司在选择短期负债时，最偏好使用较容易取得且流动性较强的信用筹资，其次是其他应付款和短期借款。
短期负债中负债人与债权人之间关系的描述性统计。应付账款比例、应付票据比例和预收账款比例之和所体现的是企业之间资金占用关系，为32.05%，短期借款比例和应付利息比例之和所体现的是企业与银行之间的负债关系，为12.83%，应付股利比例所体现的是企业与股东之间的负债关系，为3.33%，用应付税费比例所体现的是企业与政府之间的负债关系，为3.33%，应付职工薪酬比例所体现的是企业与职工之间的负债关系，为0.89%（杨世坤，2004）。
从以上数据中可以看出，企业之间的信用负债关系占主要部分（32.05%），这显示出关联企业是企业最重要的债权人，反映出银行信用的有限性以及商业信用对银行信用的代替。同时，银行也是重要的债权人，占12.83%，银行对企业具有重要影响。
3.长期负债的描述性统计。长期负债的各项内容中，长期借款所占的比重（长期借款/负债总额）最大，占23.11%，这说明房地产上市公司在选择长期负债时，首先会倾向于期限较长、流动性稳定的长期借款。同时数据也显示房地产公司对债券市场的利用严重不足，应付债券比例（应付债券/负债总额），仅占1.87%，对企业融资能力有较大影响。
（二）实证分析
利用SPSS19.0对上市公司负债期限结构与公司治理效应的整体线性回归分析结果如下：
1.模型一分析结果。从表1中可看到：短期负债比例系数为0.112，表明房地产行业短期负债比例与治理效应存在显著的正相关关系，其中短期借款率与治理效应间存在负相关关系，而应付项目比率与治理效应存在显著的正相关关系，这与方琴（2010）和袁铎新（2007）的研究结论一致。
同时，很明显可以看出，我国房地产上市公司的负债水平具有正的公司治理效应，这与方琴（2010）和汪辉（2003）的研究结论局部一致，与杜莹、刘立国（2002）和李义超（2003）的研究结论不一致。本文分析，这可能与中国房地产行业的整体发展现状有关，目前中国房地产行业仍处于高速发展阶段，而且盈利情况较好，因此高资产负债率的负面作用得以抑制和抵消。
2.模型二分析结果。从表2中可看到：长期负债比例系数为-0.355，表明房地产行业长期负债比例与治理效应存在显著的负相关关系，其中长期借款率与治理效应间存在正相关关系，而应付债券比率与治理效应存在负相关关系。这与袁铎新（2007）的研究一致，与方琴（2010）的结论不一致。此结论进一步说明房地产行业应减少利用长期负债，若需要增加，应优先选择长期借款融资，因为其有利于治理效应的改善。
结论
（一）房地产行业整体负债比重较高且对治理效应有正效应
在描述统计中不难看出，我国房地产公司的负债比重较高，而且在回归分析中负债总额水平对治理效应有一定的正效应，本文认为主要是由于财务杠杆作用利用较好，但目前房地产行业负债水平偏高，虽然目前中国房地产行业正处于高速发展阶段，而且盈利情况良好。但仍不难看出房地产行业整体财务风险较高，偿债能力压力较大。
（二）短期负债比重较高且对治理效应有正效应
目前房地产行业的短期负债比率占绝对优势（72.43%），虽然短期负债与房地产公司的产品生产周期不相一致，但由于它对公司管理层和股东的行为可以产生多方面的约束，缓和股东与债权人的冲突、降低债务成本，提高管理者的管理效率，所以可以促进上市公司的治理水平，说明房地产行业应重视利用短期负债。
（三）短期借款对治理效应有负效应
虽然一般情况下，银行的短期借款比长期借款利率低，但由于短期借款对企业的压力较大，财务风险较高，所以对公司治理效应产生负效应，房地产公司应慎重选择短期借款。
（四）商业信用融资对治理效应有正效应
商业信用融资有很多优势：筹资便利，因为商业信用与商品买卖同时进行，是自然性融资，筹资手续简便；筹资成本低，若没有现金折扣，或者企业不放弃现金折扣，或使用不带息应付票据，或采用预收货款，商业信用筹资几乎没有实际成本；限制条件少，选择余地较大，条件也比较优越。因此，房地产行业应增强商业信用融资。但由于商业信用一般期限较短，需合理安排还款期限，防止发生影响企业信用等恶性后果的产生，但应注意企业之间因为恶意拖欠账款、诈骗等败德行为形成的三角债和连环债问题。
（五）长期借款比例对治理效应有正效应
在回归分析中可以看到长期借款比重对治理效应有正效应影响，而目前房地产行业普遍长期借款比重较低，过于依赖短期借款。在今后的借款筹资中，应优先考虑增加长期借款数量。
（六）长期债券对治理效应有一定负效应
目前，我国债券市场较不发达，房地产市场的债券融资规模很小，但由于长期债券对治理效应有一定的负效应，在今后的融资中无需大幅度扩大长期债券融资额。
参考文献：
1.施金龙，徐一湘.债务期限结构的理论研究综述[J].价值工程，2011，30（10）
2.方琴.房地产上市公司债务融资的治理效应的实证研究[J].科学技术与工程，2010，10（7）
一、引言
一国出口在世界出口中所占的市场份额的变动源于多种相互关联的因素，大致可以分为如下几点：第一，国内外的宏观经济发展现状能够影响到一个国家出口商品的相对价格和成本的竞争力，进而影响到该国家的出口的市场份额；第二，长期的结构因素会影响到一个国家出口的总体竞争力和各个生产部门的专业化倾向；第三，地缘因素。本文分析了中国出口市场份额的变动趋势，为此本文采用了Nyssens所提出的CMS分析方法。中国名义出口的总效应被分解成市场份额效应和联合结构效应，其中联合结构效应又可以被分解为产品结构效应，地域结构效应和混合结构效应。
二、CMS分析：理论与数据
（一）模型构建与解释
CMS分析是一种将一个国家不同时期的出口份额变动的总效应加以分解的计算方法。该分析方法在分解并且量化一个国家的出口变动的影响因素上非常实用。CMS分析最重要的思想是，尽管影响出口份额的因素不断变动，但是一个国家的出口结构会影响到该国的出口竞争力。
本文所采用的CMSA方法将一个国家的出口总市场份额的变动按照如下方程进行分解：
（1）
其中（）表示在t时期被研究国家（世界）的出口额变动。（）表示在t-1时期被研究国
家（世界）出口到j市场的i产品在一国出口总额中所占比重。
在方程（1）中的第一项被称为结构效应。如果被研究国家的出口结构比世界结构更集中于高增长的产品或地域时，该部分为正。结构效应可以被分解为三部分，分别为产品效应，市场效应，混合结构效应。三者的表达式如下：
产品效应：
市场效应：
混合结构效应：
其中 （）表示在t-1时期i产品在被研究国家（世界）出口总额中所占比重。（）表示在t-1时期出口到j市场的产品在被研究国家（世界）出口总额中所占的比重。（）表示世界出口的i产品（出口到市
场j的产品）增长率。混合结构效应是残差项，并没有直接含义。由于产品结构效应和地域结构效应并不能完全分离，所以残差项表示对两者之间相互影响的协调。
（二）数据来源及说明
本文使用的数据大部分来自联合国商品贸易统计数据库，并主要采用SITC分类方法，时间跨度为1993-2010年。我们将研究期限划分为三个阶段，第一阶段为1993-1998年，第二阶段为1999-2004年，第三阶段为2005-2010年。
三、计算结果与分析
（一）1993-2010年间中国产品的出口表现
从1993年到2010年间中国出口额占全世界出口额的比重在逐年递增.出口增长率的变化趋势同世界平均水平的变化趋势逐渐趋于相同，但大多数年份高于世界平均增长水平。前者说明了中国产品在世界市场的地位越来越重要，后者说明了随经济全球化的不断发展，中国产品对世界市场的反应越来越敏感（见图1）。
（二）逐年分析的CMSA结果
从图2可以明显地看出：总效应主要来源于竞争效应，约占了87%，而结构效应对总效应的贡献则比较小.从中国出口的CMS分析结果概括可以得出如下结论：
1.总效应。总效应在前两个时期为正值，第三个时期为负。其中最高的是02年-07年；最低的是2008-2010年.
2.竞争效应。竞争效应起主导作用，对总效应的贡献高达87%。02-07年达到了最高，对总效应的贡献高达92%，最低值为2008-2010年，对总效应的贡献约为100%。
3.结构效应。结构效应三个时期的平均值远小于竞争效应，对总效应的贡献很小。进一步可以看出：对于结构效应贡献较大的是市场效应，三个时期全部为正值；产品效应作用全为负值；混合结构效应并无明确的经济含义。
图1 1993-2010 中国出口世界市场份额及其增长率趋势图
数据来源：联合国商品贸易统计数据库
图2 1993-2010 中国产品出口的CMS分析的总效应构成图
四、结论及建议
本文对中国出口进行CMS分析后所得的结果来看，各效应对于我国出口增长的作用相对较为平均，竞争效应是在带动中国出口增长的最大影响因素，其次是市场效应。竞争效应的主导表明，中国产品的市场份额的增加主要依赖于在各细分市场上的高增长率，也可以认为在这一时期中国产品总的来讲具有较强的国际竞争力。同时结构效应的影响程度十分弱，对总效应的贡献很小，这表明中国出口的结构总体来说还较为合理，但并无多大优势。
在1993-2010年间，中国出口增长率比世界水平高，并且中国的出口份额总体上处于增加状态。从2002年到2007年，由于加入WTO对于我国造成的积极影响，我国的出口增长率进一步提升并达到近十年来顶峰，即我国总的市场份额呈持续增加趋势，尤其在2005年到2010年间，出口份额增加迅速。直到2008年开始，受经融危机影响，增长率首次变为负值。
虽然中国的出口市场一直有着增长的态势，但如何保持并继续下去是值得研究的课题。从政策角度来看，要建立一些合理的机制以促进人力资本的投入，并进一步加大对外开放的程度，为中国产品的出口创造一个有利环境；中国应该积极参与到区域性经济组织的建设中来，签订相关的贸易协定，避免贸易壁垒对出口的影响。
参考文献：
[1]顾晓燕，聂影.基于CMS模型的中国木质林产品出口增长因素分析[J].世界林业研究，2010（2）：76-80.
[2]陆文聪，梅燕.中国—欧盟农产品贸易增长的成因：基于CMS模型的实证分析[J].农业经济问题，2007（12）：15-19.
[3]齐玮.基于CMS模型的中国纺织品服装出口分析[J].国际贸易问题，2009（12）：16-21.
一、 引言
近年来，碳强度波动引起社会各界的关注，关于碳强度的文章相继在各种学术期刊出现。主要内容可以分为两类，一是对碳强度因素分解方法的研究，主要有拉式因素分解法（Greening et la.，1997）、迪氏因素分解法（Ang et la.，1998；Ang et la.，1997；Lee et la.，2006）、完全因素分解模型（Sun，1998）；二是利用多种因素分解法对碳强度进行研究，如Wang（2005）、徐国泉、刘则渊、姜照华（2006）、宋德勇、卢忠宝（2009）、朱勤、彭希哲、陆志明、吴开亚（2009）等运用因素分解从产业结构、人口、经济等角度分析碳强度变化的影响，王铮、朱永彬（2008）、李国志、李宗植（2010）、仲云云、仲伟周（2012）运用不同的因素分解方法从区域的角度分析碳排放的驱动因素分析。现有研究对揭示我国碳排放的区域特点和制定区域减排政策具有积极的参考价值，但是依然存在一定的局限性：①现有区域碳强度分解模型大部分是运用拉式因素分解法和迪氏因素分解法，存在对残差项的忽视而造成的估计误差；②碳排放的核算精度有待提高，现有文献大部分是根据能源消费的三大结构（煤、石油、天然气）的消费量进行碳排放量的粗略估算；③现有研究中较少体现省级区域碳排放的时间和空间变动，绝大多数是对整个时间段进行因素分解，忽视了国家相关节能减排政策的出台对碳强度的影响。本文将在现有研究的基础上，主要在三个方面有所探索：①基于IPCC《2006年IPCC国家温室气体清单指南》的方法，将最终能源消费种类划分成9类，运用9类能源的标准量转换系数和碳排放系数对各地区碳排放量进行测算；②运用Sun（1998） 提出的完全分解模型，将碳强度的影响因素分解为强度效应和结构效应来进行剖析；③从省级区域，东部、中部和西部，经济发展水平高低三个层面和“十五”和“十一五”两个时间段进行因素分解，动态定量分析我国各类区域经济发展对碳强度变化的影响，为相关部门制定区域差异化碳减排政策提供参考依据，对于当前推进经济结构转变具有十分重要的指导作用，对促进经济长期平稳较快发展，具有重要的现实意义。
二、 碳强度分解模型及数据处理
本文运用Sun（1998） 提出的完全分解分析方法，将碳强度的影响因素分为强度效应和结构效应来进行剖析，强度效应是反映不同区域碳强度变化引起的全国碳强度变化量，而结构效应是反映不同区域经济发展比重变化引起的全国碳强度变化量。
设C为碳排放量（万吨碳），C=■Ct，G为地区国内生产总值（亿元），G=■Gt，由碳强度定义，碳强度c=■=■=■ctgt，即 （t=1，2，…，30）。其中ct为第t个地区的碳强度，gt为第t个地区的国内生产总值比重。设cn为第n 年的碳强度，c0为基期年份的碳强度，则从基期到n期的能源强度变化为：？驻c=cn-c0。而碳强度的变化是由于区域碳强度效应（cTeffect）和区域结构效应（cSeffect）引起的，因此碳强度完全分解后的强度效应cTeffect=■g0t？驻ct+■■？驻ct？驻gt，结构效应cSeffect=■c0t？驻gt+■■？驻gt？驻ct，？驻c=cTeffect+cSeffect，区域t的变化对碳强度总变化的贡献为：cst=g0t？驻ct+c0t？驻gt+？驻ct？驻gt。
由于统计年鉴上没有各个地区的碳排放量数据，因此在进行碳强度分解之前，需对各个地区的碳排放量进行测算。根据2007年IPCC第四次评估报告，温室气体增加的主要来源是化石燃料燃烧，因此本文利用各个省市历年终端能源消费数据进行碳排放量测算。计算方法基于IPCC《2006年IPCC国家温室气体清单指南》，第t个地区的碳排放量 计算方法为：
Ct=■Eit×？啄i×？浊i（i=1，2，…，9）
其中，Ct为第t个地区的碳排放总量；Eit为第t个地区第i种能源消费的实物统计量；？啄i为第i种能源的标准量转换系数；？浊i为第i种能源的碳排放系数。根据《中国能源统计年鉴》口径，将最终能源消费种类划分成9类，包括煤炭、焦炭、原油、汽油、煤油、柴油、燃料油、天然气、电力。9类能源的标准量转换系数和碳排放系数如表1所示，标准量转换系数的计量单位天然气为万吨标准煤/亿立方米、电力为万吨标准煤/亿千瓦小时，其余能源的单位为万吨标准煤/万吨，碳排放系数单位为万吨碳/万吨标准煤。
为了了解各类区域经济发展对碳强度变化的影响，将分别从三个角度和两个时期进行研究。三个角度一是按省级区域，二是按东部、中部和西部，三是按经济发展水平高低；两个时期是“十五”和“十一五”。2001年～2010年各地区国内生产总值数据来源于《中国统计年鉴》，为便于各年数据之间的可比，各地区国内生产总值运用地区生产总值指数进行折算，统一折算为2001年不变价。2001年～2010年各地区9类能源消费的实物统计量来源于《中国能源统计年鉴》，因数据缺失，所以分析对象为全国30个省市。
三、 分省级区域对碳强度波动的影响分解
运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动在省级区域层面上进行分解，分解结果见表2。
“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.067 4吨碳/万元，对总效应的贡献度达到100.55%，结构效应为-0.005 5吨碳/万元，对总效应的贡献度为-0.55%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从分省级区域来看，除辽宁、黑龙江、上海、北京、安徽、吉林、贵州、天津、甘肃、新疆、湖北、重庆对碳强度下降起着正作用外，其余地区均对碳强度下降起着负作用。起正作用最大的5个省级区域分别是辽宁、黑龙江、上海、北京、安徽，其总效应占碳强度变化的比例分别为23.14%、14.92%、11.43%、10.17%、9.80%，起负作用最大的5个省级区域分别是山东、江苏、内蒙古、宁夏、河南，其总效应占碳强度变化的比例分别为-34.72%、-26.18%、-25.23%、-18.82%、-17.23%。
“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.256 6吨碳/万元，对总效应的贡献度达到101.83%，结构效应为0.004 6吨碳/万元，对总效应的贡献度为-1.83%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的是强度效应。从分省级区域来看，除海南、广西对碳强度下降起着负作用外，其余地区均对碳强度下降起着正作用。起正作用最大的10个省级区域分别是山西、山东、内蒙古、辽宁、江苏、广东、河北、河南、浙江、上海，其累计总效应占碳强度变化的比例高达70.63%，这10个地方对碳强度的下降起着主导作用。而海南、广西起的负作用相当微小，其总效应占碳强度变化的比例分别为-0.53%和-0.13%。
从两个时段总效应之差来看，除海南、北京、黑龙江、天津、新疆、安徽外，其他地区碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，下降幅度大的地区有山东、内蒙古、山西、江苏、河南、浙江、广东、河北、湖南、宁夏、云南等地，说明在“十一五”期间山东、内蒙古、山西等地减排力度大，效果显著。
综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分省级区域对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及不同地区在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对山西、山东、内蒙古等地的监控力度。
四、 分东、中、西部对碳强度波动的影响分解
运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动按照东、中、西部进行分解，分解结果见表3和表4。其中东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南，中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。
“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.074 1吨碳/万元，对总效应的贡献度达到110.57%，结构效应为-0.007 1吨碳/万元，对总效应的贡献度为-10.57%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从区域来看，东、中、西部都对碳强度下降起着负作用，其中西部起的作用最大，东部次之，中部最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为48.34%、45.44%、6.22%。
“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.258 7吨碳/万元，对总效应的贡献度达到102.68%，结构效应为0.006 7吨碳/万元，对总效应的贡献度为-2.68%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的依然是强度效应。从分区域来看，东、中、西部都对碳强度下降起着正作用，其中东部起的作用最大，中部次之，西部最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为48.23%、31.90%、19.87%。
从两个时段总效应之差来看，东、中、西部碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，东部地区下降幅度最大，中部、西部次之，说明在“十一五”期间东部地区减排力度大，效果显著。
综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分东、中、西部对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及东、中、西部在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对东部地区的监控力度。
五、 分不同经济发展水平组对碳强度波动的影响分解
运用完全分解模型，对我国“十五”和“十一五”两个时期的碳强度波动按照2010年人均国内生产总值高低，划分成经济发展水平高、中、低三组进行分解，分解结果见表5和表6。其中经济发展水平高组包括：北京、天津、内蒙古、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东，经济发展水平中组包括：河北、山西、吉林、黑龙江、湖北、湖南、重庆、陕西、宁夏、新疆，经济发展水平低组包括：安徽、江西、河南、广西、、海南、四川、贵州、云南、甘肃、青海。
“十五”期间，我国碳强度上升了0.067 0吨碳/万元，其中强度效应为0.076 8吨碳/万元，对总效应的贡献度达到114.61%，结构效应为-0.009 8吨碳/万元，对总效应的贡献度为-14.61%，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，但起主导作用的是强度效应。从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着负作用，其中经济发展水平高组起的作用最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为62.17%、21.91%、15.92%。
“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，碳强度下降了0.252 0吨碳/万元，其中强度效应为-0.253 7吨碳/万元，对总效应的贡献度达到100.71%，结构效应为0.001 8吨碳/万元，对总效应的贡献度为-0.71%，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但起主导作用的依然是强度效应。从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着正作用，其中经济发展水平高组起的作用最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，其总效应占碳强度变化的比例分别为51.00%、32.25%、16.75%。
从两个时段总效应之差来看，经济发展水平高、中、低三组碳强度总效应“十一五”期间较“十五”期间均下降，经济发展水平高组下降幅度最大，经济发展水平中组次之，经济发展水平低组最小，说明在“十一五”期间经济发展水平高组地区减排力度大，效果显著。
综合考虑“十五”和“十一五”两个时期分经济发展水平高、中、低三组对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的变化大小，以及经济发展水平高、中、低三组在这两方面的之间的相对大小，认为我国要促进碳强度下降，需要继续加大对经济发展水平高组地区的监控力度。
六、 结论与政策建议
通过对我国碳强度波动的分解，可以得出，“十一五”期间，我国把节能减排作为调整经济结构、转变发展方式的重要抓手，“十五”期间碳强度上升0.067 0吨碳/万元，“十一五”期间碳强度下降0.252 0吨碳/万元。“十五”期间，强度效应对碳强度下降起着负作用，结构效应对碳强度下降起着正作用，“十一五”期间，强度效应对碳强度下降起正作用，结构效应对碳强度下降起负作用，但“十五”和“十一五”两个时期起主导作用的均为强度效应。
“十五”期间，从分省级区域来看，除辽宁、黑龙江、上海等地对碳强度下降起着正作用外，其余地区均对碳强度下降起着负作用，其中山东、江苏、内蒙古等地区所起的负作用较大；从东、中、西部来看，均对碳强度下降起着负作用，其中西部起的作用最大；从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着负作用，其中经济发展水平高组起的作用最大。
“十一五”期间，从分省级区域来看，除海南、广西对碳强度下降起着负作用外，其余地区均对碳强度下降起着正作用，其中山西、山东、内蒙古、辽宁、江苏等地区所起的正作用较大；从东、中、西部来看，均对碳强度下降起着正作用，其中东部起的作用最大；从经济发展水平不同组别来看，经济发展水平高、中、低三组都对碳强度下降起着正作用，其中经济发展水平高组起的作用最大。
综合考虑不同类别的区域在“十五”和“十一五”两个时期对碳强度变化所起负作用的大小和两个时段总效应之差的程度，要促使碳强度下降，在省级区域层面，需要加大对山东、内蒙古等地的监控力度；从东、中、西部来看，需要继续加大对东部地区的监控；从经济发展水平不同组别来看，需要继续加大对经济发展水平高组地区的监控力度。
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中图分类号：TV641．44；X945 文献标识码：A doi：10．7511／dllgxb2016020030
引言
当前，人工波拟合技术是获得有效地震荷载记录的重要途径之一，广泛应用于水利工程抗震、核电工程抗震等领域，如场地谱人工波、楼层谱人工波拟合等．其中，尤以核电楼层反应谱形状特征更为复杂，体现在“峰多谷深”等特征，给高精度的人工波拟合技术带来了困难．现实工程领域中，数值分析人员往往倾向于让地震动持时较短，以节省结构动力分析的时间，而不是从持时与震级关系的角度确定人工波总持时，因而就容易产生较短持时与目标反应谱匹配的问题．经常发现，一些对于长周期谱值要求较高的加速度反应谱，短持时条件下的人工波计算反应谱往往难以达到良好的拟合精度，主要体现在难以达到指定的长周期反应谱值．目前，人工波拟合领域，研究仍多集中于反应谱拟合效率和精度的提高，而在人工波目标谱与时程控制参数之间匹配方面的研究较少．在人工波拟合的随机波行程的初始阶段提供一定的初筛原则，并对筛选结果提供一定的预校正建议，可有效地排除一些理论上就难以达到拟合要求的人工初始波，从而对提高拟合的整体效率有着积极作用．这一背景下，本文从人工波反应谱值的基本概念出发，关注高频与极低频长周期人工波谱值特征研究，尤其是强震持时与长周期反应谱值的数值关系［1］，提出随机人工波的初筛原则，并对异常初始波的时长参数提出校正建议．最后，以算例的形式验证本文方法的有效性，以推广于各类人工拟合算法中．
1基本原理
1．1拟合目标反应谱的人工波长周期控制条件
人工波生成主要是基于三角函数的叠加，由于初始相位角的任意性，直观来看人工波时程结果是随机的．随机性带来了许多不确定的特征，需要从统计的角度来讨论，但一些频谱特征是确定的．从反应谱的基本定义可知，极高频处即零周期处的反应谱值等于加速度时程的峰值．据此，在人工波拟合过程中，只要调节人工波的峰值即可容易地满足极高频处目标反应谱的拟合要求．而从极长周期或极低频处的反应谱来看，加速度时程的反应谱值是趋向于零的．实际工程应用中，各类抗震规范多指定了低频的截止周期，如水工规范取为3s，工民建抗震规范取为6s，核电站抗震规范取为10s．由前述分析可知，通常情况下这些长周期处的计算反应谱值比峰值反应谱值会有较大的降低，即使比零周期处的谱值也小许多，并不直接受长周期目标反应谱的控制，于是容易在人工波拟合过程中，出现长周期处计算反应谱无法达到较高目标反应谱值要求的情况．容易看出，如人工波拟合过程中，能首先在零周期极高频处，以及长周期截止频率处满足目标反应谱的要求，通俗地说就是可以“捏住两头”，那么后续中间频率段的计算反应谱迭代调整将只是个精度问题，不会出现某些随机参数条件下造波失败的情况．而对比极高频，以及长周期截止频率两个控制条件，其中低频长周期更为难以控制．而在诸多人工波时程控制参数中，包线函数［1］的引入对削减低频长周期计算谱值有着最为显著的影响．随机人工波一般来源于平稳随机过程，此时从统计学角度，其计算反应谱在各频率处将围绕着目标反应谱曲线摆动．而为表征出地震波的非平稳过程，如式（1）所示的非平稳包线函数往往被引入（如抛物线形的初始上升段，指数线形的末尾下降段）：式中：0～t1为峰值的上升段，t1～t2为峰值的平稳段，T为总持时，c为指数线形下降段的衰减系数．针对强度包线对加速度反应谱的影响，周宝峰［2］提出若总持时T固定不变（如5s），衰减系数c和t1保持固定不变，逐渐增大t2，随着平稳段时间长度的增加，计算反应谱的峰值不断增大．反应谱的峰值由单峰点向峰值平台过渡，如图1所示，显然从本文关注的角度来看，图1也反映出，随着平稳段时间长度的增大，低频长周期处的反应谱值有大幅提升．换言之，包线函数的引入，会大幅削弱初始人工波在长周期处的反应谱值，从而导致低频长周期计算反应谱有时难以达标的问题．当然无限地增大t2，则必然导致上升段与末尾衰减段时间的相对减少，使人工波波形奇异，往往工程人员亦会对这一表达产生异议．因而，在人工波拟合领域，需要兼顾目标反应谱的拟合精度与地震动时程波形合理性两方面的因素．
1．2人工波长周期谱值持时影响的数值验证
持时、频谱、峰值是地震动的三要素．那么，增加持时相对于改变包线将是一种更为方便且合理的手段．谢礼立等［3］认为，震级的大小是决定地震动加速度长周期分量大小的决定性因素．在其他因素确定的前提下，震级越小，地震动加速度长周期分量越小；震级越大，地震动加速度长周期分量越大．一般在人工波拟合中，震级的大小主要反映在地震动的总持时要求上，如震级与持时的统计关系［4］可取为logt＾＝0．33×M－0．87（其中t为时间，M为震级）．地震动的总持时越长，地震动积累的能量越大，则震级就越大．但由于目标反应谱的来源不定，往往由上式确定的总持时，或工程人员臆断确定的总持时仍嫌不足．在人工波拟合中，需要一定的定量关系，来保证长周期段能量成分的充分表达，也可为人工波拟合中，长周期低频段计算谱值控制条件的确定提供参考［5］．以sin（2πt）的正弦波（周期为1s）为例，分别取1、2、4、8、12、16s的总持时计算反应谱值，计算中阻尼比取0．05．结果如图2所示．计算结果显示，当T≥2s后，随着总持时的增加，低于2．5s周期点的相对高频段的反应谱值增至稳定状态，而低频长周期段的反应谱值仍继续变换；当T≥4s之后，随着持时的增加，5s周期点处的反应谱值较峰值下降趋势才消除．该算例表明，为了使低频地震分量的效应能在人工波中充分反映，达到目标反应谱的要求，稳态强震持时应达到一定的长度．
2人工波初筛策略与预校正算法
如前所示，人工波拟合中长周期处计算反应谱值受人工波拟合参数的影响显著，其能否满足目标反应谱值的要求，可作为一个基本的筛查策略．据此，本文提出了一种快速且有效的人工波初筛策略，可有效提升人工波的成功生成效率，避免不必要的迭代调整浪费于某些特定随机状况中．具体做法是：（1）通过三角级数叠加的传统算法快速生成多条平稳加速度初始时程，叠加强度包线，并比例调节时程峰值到设计地震动值（保证零周期处的计算谱值满足要求）．（2）采用传统频域反应谱迭代调整法［6］，快速调整10次，实现预校正，此过程将十分快速，且此时人工波的反应谱值将趋于总体稳定．（3）计算各条初始波在规范要求的最长周期的反应谱值，并判定其是否达到目标谱要求的90％．若某条不满足，则将该初始波筛除．若均不满足，则按前述原理，建议增加人工波控制参数持时或强震段持时，并按上述步骤重新计算判定，直到长周期反应谱值满足要求．经过上述过程，人工波时程的计算反应谱将在高低频段两头达到目标反应谱的要求，从而再经细致的反应谱拟合精度调整，可保证获得最终的人工波．
3算例分析
3．1核电站抗震规范下的反应谱拟合算例
以核电站抗震设计中的Rg1．60标准谱为目标反应谱，阻尼比取0．05，人工波总持时控制参数分别取5、10、20、40、60、80s，各采用本文策略算法快速生成5条初始人工波，比较规范建议的最长截断周期点（5s）处的反应谱值（实际运用中，为避免孤点跌跃现象，建议采用规范建议的最长周期的两个控制点平均值）．本例中分别取长周期控制点处目标反应谱的85％、90％、95％为标准，来判定人工波在极长周期处的计算反应谱是否达标．Rg1．60标准谱在5s周期处的目标反应谱值为0．166g，则判定标准分别取0．141g、0．149g、0．158g．统计结果如表1所示．表1中，随着人工波控制参数总持时的增加，拟合出的初始地震动时程无论是长周期段的反应谱值，还是达标个数，都表现出一种上升的态势．表1中显示，当总持时取20s时，达到目标反应谱的90％判定标准的地震波为1条．若以目标反应谱的85％为判定标准，虽然总持时为10s时，已可筛选出达标的初始人工波，但显然10s人工波持时要求过于宽松．综合各因素，建议以长周期处目标反应谱值的90％作为判定标准．图3为总持时取20s时，本例中达标的某条初始人工波的反应谱比较图．
3．2水工抗震规范下的反应谱拟合算例
以水工抗震规范中的某类场地条件下的重力坝设计反应谱为目标反应谱，阻尼比取0．05，人工波总持时控制参数分别取5、10、20、30s，采用本文策略算法快速生成5条初始人工波．在本重力坝设计反应谱中，最长阶段周期点取在2．5s处，该点处的目标反应谱值为0．08g，仍分别取其值的85％、90％、95％，则判定标准分别为0．068g、0．072g、0．076g．本算例的统计结果如表2所示．从表2中可以看出，本文提出的策略算法同样适用于水工抗震规范下人工波的拟合．与核电站抗震设计中人工波拟合不同的是，由于水工抗震设计反应谱最长截止周期取为2．5s，远低于核电站抗震设计规范的要求，因而相对较短持时即可满足要求．
3．3筛选算法对结构动力响应的影响
按本文算法，分别采用筛选与不筛选两种策略，用Rg1．60核电标准反应谱生成人工波，拟合精度如图4所示．其中未经筛选人工波在长周期段明显低于目标反应谱值要求．将该人工波输入AP1000核电结构，求解动力响应，观察三代核电结构安全水箱处的时程响应（局部振动频率0．35Hz），见图5、6，不难看出，相对位移时程幅值在未筛选波输入条件下明显低估，而图6的绝对加速度反应谱也反映了这一问题，值得在结构设计中重视．
经济活动分析报告的标题制作有两种：一种是报告类实用文所通用的形式，包括单位、时间、事由、文种四个项目，一种是论文式标题。
正文，包括开头、主体和结语三个部分。
正文的开头如新闻的导语，概括点明基本情况，提出分析的问题、分析的意义和目的。由于经济活动分析的种类不同，其分析研究的侧重点不同，开头的部分应有所侧重。
正文的主体部分根据分析的对象，写明具体情况，分析造成这种情况的原因。具体情况主要是指基本情况的文字说明和具体数字说明，如指标、百分比、有关数据等。分析原因就是依据国家政策和经济规律，对有关数据进行数学运算推导，或对有关情况进行综合分析研究，通过对比等手段，找出问题的原因，在此基础上，提出看法，作出评论。综合分析报告侧重写对各项经济指标的分析；专题分析报告侧重写对某一事项或问题的分析。
正文的结语写分析后的结论，提出的建议或措施；或者写对全文的概括、总结；或写分析后的预测。
写经济活动分析报告，观点要鲜明，数据要准确，主旨应突出集中，论述应精要。
范例
财务分析报告
在上级党委和各级领导机关的关怀下，在兄弟单位的大力支持和配合下，我站全体干部职工在适应商品流通渠道的变化方面，发挥了积极性和主动性；通过企业整顿，建立健全了以经济责任制为中心的各种规章、制度，把责、权、利有机地结合起来，从而超额10.1％完成上级下达的年度利税计划。现将各项主要指标执行情况综合分析汇报如下：
一、主要经济财务指标执行情况
本年度进货总值××××万元，与去年××××万元相比下降×××万元，即13.97％。其中：地产收购总额×××万元，省内调入××××万元，省外进货××××万元。
本年销售总值××××万元，与去年同期相比下降×××万元，即1.06％，其中，批发销售比去年同期有所增长，调往省内外都略有下降。
年末商品资金总额××××万元，比去年同期××××万元下降××××万元，即16.5％；比前年同期××××万元下降×××万元，即30.44％；库存结构得到进一步的调整，布局逐步趋向合理。
本年商品流通费总额×××万元，比去年同期×××万元下降××万元，即17.32％；费用水平为5.16％，比去年5.55％下降0.39％，其下降幅度为7.03％。
本年度实现利税总额为×××万元，超额10.1％完成上级下达的任务。
整个年度进货正常，销售达到预期效果，库存下降，费用降低，经济效益较为理想。
二、流动资金占用的分析
年末全部流动资金占用为××××万元，比去年同期××××万元下降×××万元，即8.93％；本期平均流动资金占用为××××万元，比去年同期××××万元下降×××万元，即17.74％；本期平均流动资金周转次数为2.309次，比去年同期2.136次加快了0.173次，即加快8.1％；期末银行贷款为××××万元，比去年同期××××万元下降×××万元，即12.22％。
（一）商品资金
年末资金为××××万元，比去年同期×××万元下降×××万元，即16.59％，从而达到了整顿企业时制定的库存压缩计划。
年末商品资金结构情况如下：
在途商品为×××万元，比去年同期×××万元上升：造成的主要原因，年末五六天内承付托收的贷款近××万元之多，商品尚未能验收入库（由于我们的努力，兄弟单位配合，现已基本解决）。库存商品为××××万元，比去年同期××××万元下降××××万元，即20.6％；移库下放商品为××万元，比年初×××万元下降27.6％；省内外十几个联营点年内共销售××万元，占我站销售额的0.59％。移库代销商品大部分是处理商品，削价损失已经近××万元。对此我们现在已研究决定在下年一季度根据不同情况采用相应的办法，把移库下放联营商品统统解决。
（二）结算资金占用
年末结算资金占用×××万元，占全部流动资金的15.77％；其中：委托银行收款×××万元，应收款××万元，分期应收××万元，待决应收款××万元，待处理损失××万元，银行存款××万元。
主要情况分析如下：
1.应收款项中有一笔××万元是由于外单位因缺乏资金，经有关方面暂时借给的，其它则属于内部和外部业务正常往来的款项。
2.分期应收贷款属于我单位与所属集体单位商店联营的铺底资金。
3.待决应收款我们组织多次清理，已处理解决×××笔，金额为×××万元，从而使待决应收款压缩到××万元。
我们决心在下年度积极主动地清理各种结算资金的非正常占用，并且采取一系列办法，防止待决款项的增加，压缩不合理的资金占用，努力降低结算资金。
三、商品流通费的分析
本年商品流通费总额为×××万元，比去年×××万元下降××万元，下降幅度为17.32％；本期费用水平为5.16％，比去年5.55％下降0.39％，下降幅度为7.03％。其中：
（一）直接费用
本年直接费用为×××万元，比去年×××万元减少××万元，下降19.8％：其中：
1.运杂费××万元，比去年同期××万元下降××万元，下降幅度为20.02％。本年进销总额比去年下降12.45％，因而运杂费下降×万元，同时不少大宗商品就厂发货，节约市内搬运费达×万元，另外进货渠道有所改变，节约运费近×万元，对外争取优惠不付费用或不付运费达×万元左右。
2.保管费××万元，比去年同期××万元下降××万元，下降幅度为18.57％。主要是：S本年度平均库存××××万元，比去年同期××××万元下降22.5％；为此应该下降1.91万元。由于21仓库改为批发商场，全年增加保管费×万元。本年又增加部分商品存厂，节约保管费×万元左右。
3.利息为×××万元，比去年同期×××万元下降××万元，幅度为9.46％；本年度每天平均贷款余额为×××万元，比去年同期×××万元下降775万元，节约利息××万元。
（二）间接费用
本年间接费用为××万元，比去年××万元增加××万元；主要原因：工资增加×万元；折旧费增加×万元；由于人员增加福利和其它费用有所上升；特别是旅差费有所增加。总之，我们在间接费用开支方面，基本上按国家财政制度，财经纪律和会计制度办事。我们也注意防止一些不合理的费用开支，努力降低间接费用水平，为国家增加积累。
四、利润的分析
本年实现总额××万元，超额10.1％完成上级下达的利润计划。具体分析如下：
（一）进销差价
本年毛利额为×××万元，比去年同期×××万元增加×××万元；本年毛利率为5.48％，比去年同期2.53％上升2.95％。具体情况如下：
1.我站全年处理有问题商品×××万元，其中低于进价损失××万元，为此影响毛利××万元；
2.全年争取优惠价格和扩大批发增加毛利达××万元左右。
（二）商品流通费本年减少××万元。
（三）营业外收支净值为负×万元。
关键词：总承包项目；结算； 投资；建筑工程
在建筑工程总承包项目中，结算审查不只体现在工程竣工后审核施工队伍的结算上，而要从订立合同之处进行全程跟踪控制，并及时掌握施工过程的进度款支付、变更等，这样才能在结算审查中有理可依，有据可查，较好的处理结算中的争端，最大力度的控制好投资。
做好结算审查要从前期合同签订、中期过程管理、后期结算审核三个阶段来控制，下面对这三个阶段分别展开论述。
一.前期合同订立跟踪阶段
在合同签订之始，工程造价人员要进行跟踪控制，全面了解合同内容，在宏观上对项目有整体掌握，并落实以下几点问题：
⑴ 合同价款形式
现阶段工程合同价可采用三种方式：固定合同价、可调合同价、成本加酬金合同价[1]。
固定合同价[2]风险范围内价款不再调整的合同。合同订立双方须在专用条款内约定合同价款包含的风险范围、风险费用的计算方法和承包风险范围以外对合同价款影响的调整方法，在约定的风险范围内合同价款不再调整。固定合同价可分为固定合同总价和固定合同单价。
可调合同价是指合同总价或者单价，在合同实施期内根据合同约定的办法调整。分为可调合同总价和可调合同单价。
成本加酬金合同价是将工程项目的实际投资划分成直接成本费和承包方完成工作后应得酬金两部分，此类合同广泛适用于工作范围很难确定的工程和在设计完成之前就开始施工的工程。
了解合同价款形式，目的是为后期结算审查做充分准备，根据合同订立原则，可以将承包方的一些索赔、争议消除，甚至可以进行反索赔，维护发包方的正当权益。
⑵确定风险比例
合同的订立确定了发包方与承包方所承担的风险，双方在签订合同时会出于自身利益考虑，设法将风险转嫁。建筑工程地域性较强，当地人工成本、材料、机械价格的波动幅度往往过大，从而会对投资造成较大影响，因此在合同签订时确定人材机价格波动比例，在一定范围以内由承包方承担，超出该范围的由业主承担。明确了双方应承担的比例后，在结算审查中，就会采取相应的措施对承包方过高的人材机价格进行调整[3]。
⑶ 定额、费率文件的执行
建筑工程在定额的使用上不同于安装专业，安装执行定额为全国行业统一定额，少有变动；建筑专业需要执行工程所在地消耗量定额，定额版本约3-5年更换一次，且每个版本约1-2年调整一次定额基价，合同中应明确项目在预结算过程中执行的定额及费率文件，承发包方都须依据该文件编制预算，目的在于结算审查阶段避免产生定额费用文件使用的争议[4]。松南方气田产能建设地面工程总承包项目中，土建专业执行吉林省建筑装饰消耗量定额2004（2006基价）[5]，措施费率、管理费率、利润率等都执行承包方中标费率，双方认可后使结算沟通变得容易许多。
⑷避免无效条款
无效条款[3]是指合同中规定的不符合或违反法律规定，而不发生法律效力的条款；若合同无效条款虽然违反法律规定，但不影响其他条款的法律效力的，这种合同属部分无效的合同。例如，订立合同的价格、部分标的超越经营范围、违约责任等条件不符合法律的规定等，就属于合同无效条款，但并不因此使整个合同无效。有些部分无效的合同，只要将无效条款取消或者用合法条款取代，可成为有效的合同。
⑸工程量变更的解决方法
工程量变更是承发包方非常敏感的话题，在这个问题上，双方都在进行搏弈和防范，以最大可能地保护自己的权益。承发包方应严格按照合同文本规定，在有效期内走变更程序。例如由于设计变更等原因引起工程量变更，一般是通过双方签证的形式对工程量变更予以确认，导致的合同价款增减及造成的承包人的损失，由发包人承担，延误的工期相应顺延；若不是设计变更原因，而是承包方根据自己对设计图纸的理解、经验进行施工，导致工程返工产生的工程量变更，由承包方承担费用和工期责任。
二.中期工程施工控制阶段
⑴ 施工前期准备
在工程施工前期应当做好充分的准备工作，了解当地物价水平，收集地材及成品构件价格并及时掌握其变化；材料采购地点距施工现场的距离及运输方式；掌握施工征地费等二类费用是否发生；了解目标成本，根据调研信息预计该成本是否能满足施工费用要求，在整体上对项目投资有初步估计。
⑵现场单据整理收集
施工过程中要及时整理会议纪要、工程变更签证、材料设备价格签证、联络单、隐蔽工程验收记录等资料，按照有关的文件规定进行计算核实并备份存档，为后期结算做好准备。
⑷索赔、反索赔
协助项目经理处理好承包方的索赔，要求提供签字盖章后的有效文件，根据合同约定掌握索赔有效时间，在索赔有效期外承包方提出索赔的根据合同规定拒绝增加费用或延长工期[2]；在承包方提出索赔后，尽快进行处理，如批复同意，可将此项索赔款列入最近的期中付款申请，并确认工期的延长；如批复不同意，承包商应按月提交进一步的中间索赔报告，说明累计的索赔费用和工期，以及工程师合理要求的此类进一步的详细资料，直至索赔得到圆满解决；
对由承包方未严格履行合同、施工质量问题等原因造成的费用增加或工期延误，发包方可对此作出反索赔，以保障自己的权益。在反索赔发生过程中，资料齐全是进行反索赔工作的必要条件，因此要积累一切可能涉及反索赔取证的资料：例如同承包商研究技术问题、进度问题、质量问题和其他重大问题的会议应做好文字记录，并要求会议参加者签字，作为正式文档资料；对某些灾害或事故还应用照片或录像记录现场实况。其中还特别要注意质量问题的有关资料，比如隐蔽工程验收记录、砂浆和混凝土试块取样的真实性及试压的实际记录等等。
⑷施工预算的编制
施工过程中，工程造价人员要编制施工预算。初期控制成本用的设计预算在很大程度上没有反应现场实际情况，其预算考虑的施工组织、施工工艺是在大多数工程的施工普遍性上进行的模块化预算，不具有工程特殊性；并且在施工过程中发生的工程变更在设计预算时也无法预见。因此，工程造价人员要根据施工方的施工组织设计进行施工预算，及时处理工程变更，并反映在预算中。
⑸现场情况的反馈
在工程施工过程中，做好各阶段施工的图片管理，收集整理资料，做好进度款支付凭证的备案，定期制作费用文件，并及时反馈给公司，使公司对项目费用状况有整体掌握。
三.后期结算审查阶段
⑴编制结算进度计划
在承包方递交竣工结算报告及完整的结算资料后，发包方应在规定时间内对结算资料作出审查。
⑵收集结算审查文件
发包方要收集整理审查资料，检查承包方提交的预算、计算书等，确认是已签字盖章后的有效文件；收集施工阶段的变更签证、联络单、会议纪录、隐蔽工程验收记录等；收集预算编制依据的定额、取费文件、材料价格、合同等。
⑶初审
初步审查阶段要从宏观上审查发包方的结算资料，如定额的使用、材料价格的日期、工程类别的取用等，出现争议后应积极协调解决，让对方重新提交修改后的结算资料，并且提交的文件必须是对方决策人员承认、签字盖章后的成品文件。
⑷详审
初步审查结束后及时对二次报审的结算资料进行详细审查。详审流程可如下：
① 审查指标对于建筑专业来讲，无论是建筑物还是构筑物，根据经验都有一定的费用指标，像建筑物的平米造价等。
② 审查价差项目越大、工期越长，人、材、机价格的波动范围就越大，尤其是材料价格受地区供求影响，变化十分强烈，而材料在整个建筑工程中所占比例可达七成左右，对整个工程造价影响甚大。
③ 审查施工工艺根据现场人员整理的施工组织资料、施工进度、现场图片等文件，对结算文件中不恰当的定额、措施费、二类费进行批注，予以拒绝。
④ 审查大额选择工程量大而且费用比较高的分项工程作为审核重点。
⑤ 审查分部分项在完成以上工作后，单体费用仍与己方编制的预算有差异的要对其分部分项进行详细排查，对定额套用、定额基价、工程量进行核对，在此期间对遇到的问题要求承包方结算人员提供必要的解释。
经过以上五步的审查后，单体预算不会再出现较大出入，此时要与承包方结算人员结合，说明审查的内容，要求其确认修改，并提交修改后的成品文件；若双方发生争议，首先要进行协调解决，仍无法达成一致的，可向有关仲裁机构申请仲裁或向人民法院提起诉讼。此外，结算阶段还应该注意保密工作，作为发包方不能泄露目标成本及己方的单体预算，以防承包方采取各种方式向目标成本靠拢或在预算的漏洞上做文章，避免审查阶段不必要的麻烦。
⑸整理备案、进行总结
结算审查完毕后，及时对结算资料进行整理备案。做好结算审查总结，对审查过程中遇到的问题进行归纳，形成系统，总结经验得失，为以后结算积累经验。结算完成后，将所做总结进行系统整理，例如松南项目土建专业结算审查后，可进行以下两表的整理：
四.结束语
建筑工程总承包结算的审查是一门专业性、知识性、政策性、技巧性很强的工作，建设项目都具有特殊性，结算审查所遇到的问题也不仅仅是附表中所列，这需要我们在今后的工作中不断学习、积累，查漏补缺，将结算审查做的更好。此外，作为总包方要秉承公平公正的原则，既不刻意压榨承包方，也不允许对方钻任何漏洞，蒙蔽总包方，最终达到承发包方共赢的目的。■
参考文献
一、背景
过程性评价由克利斯文在《评价方法论》中首次提出，是一种通过诊断教育方案和教育过程中存在的问题，利用反馈信息以提高教育质量的评价方式。其目的不是对学习者分等或鉴定，而是帮助学生和教师把注意力集中在进一步提高所必需的特殊的学习上，是有别于终结性评价方式的一种在过程中进行的评价。（杨瑞萍，刘斐：2011）人们也意识到终结性评价的种种弊端，因此近些年来过程评价方式日益受到人们的关注。新《课程要求》也对教学评估做了要求，把对学生的评估分为形成性评估和终结性评估两种。许多院校也一改过去单一的终结性考试评估方式，采用平时测验、社会实践等多种方法对学生的学业进行过程性评价。测试是教学过程中必要的组成部分，是检验教学与学习效果的重要手段，成功的测试不仅能够肯定学生已取得的进步，而且能够发现教学中存在的问题，因此对教学有良好的反拨作用。（肖文艳，陈二春，2009）但是关于过程性评价对于学生英语学习的影响、学生对于过程性评价态度的定量研究却非常少，因此笔者对此进行了研究。本研究旨在探究学生对大学英语进行过程性评价的态度与观点，从而给教师制订过程性考核方案提供一些数据与理论上的指导与支持。
二、研究方法
本研究的调查对象为上海体育学院2013级四班的40位学生，他们在这个学期在每个单元学习过后都会进行单元测试。本研究试图通过问卷调查的方式研究以下问题：学生希望平时测试与期末考试在总评成绩中的占比是多少？在对于过程考核的态度上，男女生是否有差异？ 学生成绩的好坏与他们对于过程性评价的态度之间是否有相关性？ 平时测验效果是否影响学生对于过程考核的态度。
三、结果分析
1.关于期末考试成绩应在总评中的占比问题。45%的学生认为应占40%左右，37.5%的学生认为应占60%左右，10%的学生认为应占20%左右，仅有7.5%的学生认为应占80%左右。这说明大部分学生认为期末卷面的成绩在考核中的比例不应多于60%。
2.性别与期末考试总评占比呈中度正相关。性别与期末考试总评占比呈0.439的中度正相关性，显著性为0.005，非常显著。这一相关性表明： 男生希望期末考试的成绩在期末考核总评成绩中的占比比女生希望得更少。也就是说男生更希望平时成绩在考核总评成绩中的比例能更大些。
3.四级考试成绩与期末总评占比呈中度负相关。四级考试成绩与期末总评占比的相关性为-0.447，为中度负相关，显著性为0.037，为显著相关。这一负相关性结果表明，四级考试成绩越高的学生越觉得期末卷面成绩应在整个期末考核成绩中少占比例，也就是说英语水平越高的学生越希望平时成绩应该多占一些比例。
4.单元测试对自己是否有用的变量与期末总评占比的变量之间呈中度负相关。它们之间的相关性为-0.444，为中度负相关，显著性为0.004，非常显著的相关性。这一结果表明，认为单元测试对自己有用的学生更希望期末卷面成绩占考核总评更小的比例，也就是说认为单元测试对自己有用的学生更希望提高平时成绩在总评成绩中的比例。
四、结论
通过以上的调查结果分析我们可以得到以下结论：大学应加大过程考核的力度，加大平时成绩在学期考核成绩中的比例而减小期末考试成绩的比例。学生对于加大过程考核的态度是赞成的，其中男生、英语基础较好的学生与从单元测验中获益的学生更愿意平时成绩在期末总评中占更大的比例。这说明男生认为自己的英语水平很难用一次考试表现出来，而英语基础较好的学生与平时为了考好小测验而多花时间并得到提高的人也认为自己的水平应该通过教师长期的观察来给予评定，如果用期末成绩来评定的话对他们来说不太公平。
学生对于过程考核的态度进一步证明了过程考核中平时考查与测验的重要性。在大学英语的教学中，教师应弱化期末考试在平时总评中的占比权重，加大平时的考查力度，这样才能真正激发学生学习英语的积极性，使英语教学的评价机制更加科学合理。
[中图分类号] R575.7 [文献标识码] B [文章编号] 1674-4721（2014）01（a）-0168-02
胆总管结石在我国的发病率较高，占胆石症患者的5%～29%，平均为18%[1]。在腹腔镜胆囊切除术（laparoscopic cholecystectomy，LC）开展初期，胆囊结石合并胆总管结石是其禁忌证，一般均采用开腹手术治疗，胆囊切除、胆管探查术后T型管引流为其经典手术方式，但也带来许多不便及并发症，因此，很多学者对胆管探查术后一期缝合术进行不断的探索，随着腹腔镜和胆管镜技术的不断发展，腹腔镜胆总管探查术（laparoscopic common bile duct exploration，LCBDE）在治疗胆总管结石方面较传统开腹胆总管切开探查取石术显示出越来越明显的优势，本院2011年4月～2012年12月共行LCBDE术后一期缝合手术28例，取得了满意的效果，现报告如下。
1 资料与方法
1.1 一般资料
选择在本院行LCBDE的28例患者，其中，男19例，女9例；年龄42～74岁，平均56岁。22例经彩超、CT、MRCP检查明确提示胆囊及胆总管结石，胆总管直径1～2 cm；6例行LC的患者病史中提示胆红素增高，而术前检查未见胆总管结石，仅报告胆总管稍增粗，直径为1.0～1.1 cm，而术中探查发现胆总管结石。
1.2 手术方法
全麻下，建立CO2气腹，手术采用4孔法，剑突下的穿刺孔略右偏，与右腋前线均适当下移1 cm左右，使剑突下穿刺孔垂直于胆总管，术者按常规先在患者左侧解剖胆囊三角，夹闭并切断胆囊动脉，在距胆总管0.5 cm处使用生物夹夹闭胆囊管，防止胆囊结石掉入胆总管。剥离胆囊，暂不切断胆囊管，牵拉利于显露胆总管，再选择脐右侧腹直肌外缘处0.5 cm穿刺孔，助手用于暴露术野，术者左手牵拉胆囊哈氏袋，使用胆总管切开刀及电钩纵行切开胆总管，切口大小根据结石大小而定。先用胆管取石钳取石，然后在剑突下置入管道镜探查胆管，网篮取石，直至无残余结石。采用一期缝合胆总管切口，4-0可吸收线连续缝合，针距2 mm，边距1 mm，适当挤压胆总管，观察缝合口有无胆汁渗漏，切除胆囊，留置文氏孔引流管1根，缝合各穿刺孔，术后进行抗炎、营养支持治疗，观察生命体征及文氏孔引流量及性质。
2 结果
本组28例患者均在腹腔镜下完成手术，手术时间为90～200 min，平均时间150 min，术中平均失血30～120 ml，取出结石直径0.6～1.5 cm，平均每例患者取出1～5枚，其中3例为继发性泥沙样结石，术后无残余结石，3例术后出现胆汁漏，但腹部均无腹膜炎等阳性体征，1例术后出现胆汁漏，每天约30～50 ml，第3天突然停止；1例术后前3 d每天引出约100 ml，第4～7天较多，约300～400 ml，7 d后突然较少，9 d后消失；1例术后前10 d引流管反复引出胆汁100～300 ml/d，超声示盆腔积液，行腹腔镜探查术见胆总管切口缝合处轻度粘连，未见确切瘘口及胆汁流出，增加盆腔引流管1根，术后15 d引流逐渐减少消失；1例患者出现剑突下切口感染，经彻底清创后愈合。所有患者出院前复查肝功及MRCP，胆红素基本正常及胆管通畅，未见狭窄及残余结石。术后住院时间6～20 d，平均11 d，随访6～15个月，均未发现胆道狭窄和结石复发。
3 讨论
目前临床上采用微创技术治疗胆总管结石的术式有经内镜十二指肠括约肌切开取石术（endoscopic sphincterotomy，EST）和LCBDE两种术式，LCBDE包括术后T型管引流或一期缝合。LCBDE适应证的选择可根据胆总管是否扩张以及扩张的程度做出相应的决定，而结石大小、数目只是选用何种术式的参考依据：胆总管直径>8 mm的胆总管结石宜选择腹腔镜下胆总管切开，术中胆管镜取石，如结石过多一次取不净，可T型管引流术，术后经窦道取净结石。胆总管直径
胆管切开取石后放置T型管引流，在以往作为常规的手术措施，其主要目的是对胆道引流减压和处理可能遗漏结石残留问题。但T型管的留置严重影响患者术后恢复，导致胆汁大量丢失、易出现逆行感染、延长患者恢复时间、影响日常生活等一系列问题。临床研究表明，开腹胆管探查术后胆管一期缝合是安全可行的[5]。腹腔镜胆管探查后应该放置T型管还是一期缝合，目前尚有争议。尽管许多报道认为即使在开腹术中都有胆漏的危险，镜下缝合更易发生，应该放置T型管；但腹腔镜手术对腹腔干扰小，T型管窦道不易形成，加上腹腔镜手术操作本身的局限性，放置T型管引起的并发症可能较开腹手术更多，使腹腔镜手术的优越性大打折扣，因此也有专家认为对于胆管较粗、末端通畅、无明显炎症、确定无残留结石者一期缝合胆总管是安全的[5-6]。
胆汁漏是LCBDE常见的并发症，有报道达8.33%[7]，原因如下：①胆总管切开时由于胆总管壁营养血管丰富，十二指肠上缘的胆总管血管分布较多，此处切开易引起出血，胆总管的切开位置应靠近胆囊管处，出血较少，在切开胆总管时电凝切开胆管壁烧灼太多，可能导致边缘坏死，易引起胆漏；②由于镜下缺乏触摸感，止血、缝合、打结等手术操作均较开腹困难，缝合应全层缝合，松紧适宜，避免因缝合技巧掌握不当引起胆漏。
总之，LCBDE术后一期缝合术是一种安全、可靠、创伤小、痛苦轻、恢复快、并发症少的手术方法[8]，既体现了微创手术的要求，又继承了胆管外科手术原则，是目前治疗胆总管结石的理想术式，值得推广应用。
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一、引言
中央银行是我国金融政策的制定者与执行者，肩负国家金融稳定的重要责任，次债危机爆发以来，各国中央银行均采取了大规模的救市活动，我国中央银行采取一系列宏观调控政策，有力的支持了我国经济快速复苏。从财务报表角度分析，中央银行的宏观货币政策执行情况可以在货币当局资产负债表中得以充分体现，其中资产项目反映了中央银行资金的运用，主要包括国外资产、政府债权、公司债权等方面，中央银行总资产规模反映了一国货币运用现状，现代货币论理论认为，货币是影响一国经济发展的主要因素，适当的货币供应量是一国经济健康发展的重要保证。央行货币政策的实施主要通过对利率、货币供应量等中间目标的调节从而对一国实体经济产生影响，实现最终目标，由于各国经济实体的传导机制不同，中央银行资金运用过程中对经济产生的影响也各不相同，对中央银行资产规模与经济发展间关系进行研究分析，可以准确把握央行金融政策政策传导机制的效率，为一国宏观金融政策的制定提供重要的理论支撑与政策参考。
二、国内外研究现状
对货币当局资产规模与经济发展关系的研究最早可追溯到20世纪30年展起来的以凯恩斯为代表的货币经济理论，凯恩斯理论反对古典经济学家将实物经济与货币经济作为两个完全相互独立的存在体，相反凯恩斯理论认为，货币当局可以通过利率将实物经济与货币经济联系起来，即中央银行通过调节货币供应量会对实体经济产生重要影响。英国经济学家约翰.希克斯在凯恩斯理论基础上总结归纳得出在商品市场与货币市场均衡条件下利率与国民收入关系模型，即IS-LM模型，认为中央银行货币政策会引起LM曲线的移动，通过利率的作用使得宏观经济在一个新水平上达到均衡。弗里德曼（1963）通过对货币供应量与国民经济产出间关系进行实证分析得出，货币供应量的变化在短期内会对经济总产出产生扰动影响。韦伯等（1995）通过利用近3300个样本对货币供应量与经济总产出增长率关系进行分析得出，在长期范围内，货币供应量变化与国民经济产出增长率间并没有明显的关系。
我国学者也对货币规模与经济发展关系进行过系列研究，隋鹤（2007）通过建立货币理论模型，分析结果认为货币供给与国民收入之间存在正比关系。马树才等（2009）以我国2000-2008年月度数据为样本进行实证分析得出，短期内货币供应量对国民经济产出影响十分显著，但长期范围来看，货币政策对经济产出的影响微乎其微，因此货币当局应加强短期货币政策的灵活性。杜朝运等（2009）运用投资乘数相关理论推倒出我国货币供应量与国民收入关系曲线，认为货币供应对经济产生实质性影响应以货币供给过剩为必要条件，并据此提出央行应根据经济运行与货币供给关系所处的运行阶段不同制定出有差异的货币政策。黄瑞玲等（2009）对我国央行货币政策有效性进行深入考察得出广义货币供应量与我国经济增长率间具有大体一致的波动关系，我国阶段性货币政策对我国经济发展的影响是有效的。
综合国内外研究现状分析可以发现，现阶段研究主要集中在对货币供应规模与经济发展关系的研究以及对货币政策有效性的解读。从央行资产整体来源看，货币发行规模只占总资产来源的一部分，仅以货币供应规模为变量分析金融政策与经济发展的关系难以全面真实反映中央银行宏观政策对经济产生的作用，基于此，本文从财务报表角度分析央行资产总规模与宏观经济间的发展关系，揭示央行整体宏观政策对经济发展产生的影响。
三、模型简介与样本选择
本文运用VAR脉冲响应分析模型对我国中央银行资产规模与经济发展间的关系进行实证检验。VAR模型是数理统计模型的一种，最早由西门斯（Sims）1980年引入用于经济学分析。脉冲响应分析是对VAR基础模型的发展，是通过时间序列分析随机扰动项受到冲击后如何在系统中进行传播从而对各变量产生冲击影响。基本模型如下：
yt=a1yt-1+a2yt-2+b1xt-1+b2xt-2+ε1t①
xt=c1xt-1+c2xt-2+d1yt-1+d2yt-2+ε2t②
现假设系统在t=0时刻有y-1=y-2=x-1=x-2=0,现考察y对x变化产生的响应函数，给ε20=1，ε10=0，以后各期随机扰动项取值均为零。在第0时期则有x0=1，y0=0将上述结果代入①②式则有x1=c1，y1=b1在1时期 以此类推根据所取样本区间一直计算下去，算出yt即为变量y对x变化冲击所产生的响应函数。运用VAR脉冲响应函数进行分析，随机扰动项下列特征必须对任意取值t或t≠k均成立：
E（εit）=0；var（εt）=E（εt,εt′）；E（εit，εik）=0
因此在进行VAR脉冲响应分析前，为了避免出现伪回归从而影响实证结果的科学性与合理性，应对单个样本变量序列进行稳定性检验，并在水平值向量序列不平稳的前提下对向量序列之间进行协整关系检验。本文分别运用ADF检验与JJ检验对我国中央银行资产规模序列与经济发展规模序列进行了相关检验。
本文在综合考虑数据可得性与分析科学性的基础上，选取1999-2009共计11年的数据为样本，综合分析央行资产规模与经济规模间的关系，其中经济规模变量以国内生产总值作为衡量指标。所有数据均来自中华人民共和国国家统计局网站以及中国人民银行网站。
四、实证检验与结果分析
为了避免出现伪回归，首先对1999-2009年间的央行资产规模向量序列和国内生产总值向量序列分别进行ADF单位根检验，判断各向量序列是否稳定，在检验过程中根据SIC准则选取滞后期为2期。ADF单位根检验结果详见表1。
从单位根检验结果可以看出，我国中央银行资产规模与GDP规模原序列均不平稳，但在10%置信水平下，可以认定两个变量的二阶向量序列均为平稳序列，说明我国中央银行资产规模与GDP规模为同阶平稳序列，因此在做VAR脉冲分析前，还需要对两个向量序列间的关系作协整分析，检验二者之间是否存在长期稳定关系。
本文运用JJ协整检验方法对我国中央银行资产规模与经济发展规模之间关系分别进行特征根迹检验和最大特征值检验，判断二者之间是否存在长期协整关系，从而为VAR脉冲响应分析的合理性与科学性提供支撑。在协整检验过程中，本文根据Schwarz准则确定滞后期数为1,协整检验结果详见表2。
从协整检验结果分析可知，在假设不存在协整方程前提下，取5%为置信水平，特征根迹检验与最大特征值检验的检验值均大于临界值，两种检验结果均可拒绝不存在协整方程的原假设，即我国中央银行资产规模与我国经济整体规模间存在长期协整关系，而中央银行资产规模变动是执行一系列宏观金融政策的结果，说明一直以来，我国中央银行的一系列宏观金融政策对我国经济发展有着长期稳定的影响。
协整分析结果同时表明，我国中央银行资产规模与经济发展规模满足VAR脉冲响应分析条件，为了进一步分析中央银行资产规模变动对经济发展产生的具体影响，本文运用Eviews5.0软件建立VAR(2)模型，分析我国经济发展规模对中央银行资产规模由于受到宏观政策作用发生变动而产生的响应函数。实际操作过程中，脉冲响应分析结果选择以图形方式输出，详见图1。图中横轴表示中央银行资产规模变动对经济规模产生冲击作用的滞后期数，纵轴表示我国整体经济规模变量。
由VAR脉冲响应分析结果可知，当中央银行执行宏观金融政策导致总资产规模发生变动时，会给实体国民经济产生一定时期同向的冲击，这种冲击效果在第二期达到峰值，随后逐步趋于平缓，说明我国中央银行宏观金融政策可以在短期内对经济发展产生有效冲击，但整体来看，冲击期间较短，一定时期的宏观金融政策难以对经济产生长远冲击，这与我国当前中央银行货币政策具有明显阶段性特征相一致。
五、结论
中央银行作为国家金融体系决策中心，通过制定一系列金融政策对一国宏观经济产生重大影响，由于各国经济体制以及政策传导渠道存在差异，使得各国中央银行宏观政策的执行对实体经济产生的影响效果不同。本文试图运用VAR脉冲响应模型分析我国中央银行宏观金融政策对实体经济产生的影响。为了科学量化中央银行各项金融政策效果，文章从中央银行财务报表角度分析，考虑到各种宏观金融政策结果可以通过央行总资产规模指标进行综合反映，本文进一步研究我国中央银行资产规模与我国经济发展规模间的相互关系。
研究结果表明，我国中央银行资产规模与经济总量规模之间存在长期稳定关系，当中央银行执行各类宏观金融政策导致总资产规模发生变动时，会对我国整体国民经济产生同向的冲击。这种冲击影响有一定的滞后性，且冲击效果在短期内较为明显，宏观金融政策对经济的长期影响效果有限，说明我国中央银行当前金融政策具有明显的阶段性特征，分析结果与我国宏观经济现实情况相吻合。
结合我国当前经济发展的实际情况，受全球金融危机的影响，2008年以来我国高速发展的实体经济受到严峻的考验，中国人民银行接受中央政府委托，果断推出了一系列金融政策措施，有力刺激了我国经济的率先回暖，当前我国经济正朝着预计目标发展。前文分析可知中央银行宏观金融政策会对国民经济产生短期明显的同向冲击，一方面这与我国当前实行一系列金融与经济政策带来社会经济在危机中软着陆的现状相符；另一方面考虑上述短期冲击效果，在我国经济全面复苏迹象尚不明显的情况下，中央银行作为金融政策的制定者，应谨慎考虑各种新政策的推出可能对经济体系产生的冲击，短期内应保持政策的一贯性与连续性，避免由于政策的退出对经济造成负面影响。
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肝癌，这种较为常见的恶性肿瘤之一，近年来的发病率在我国一直处于上升趋势。以往在肝癌治疗中主要方法就是施行手术切除，现在微创治疗以其伤害性小、风险较低在临床上逐渐普及，尤其是以射频消融术为代表的局部微创治疗方式，已经是手术治疗肝癌之外的另一个主要治疗方式。关于肝癌手术治疗和射频消融术治疗两者孰优孰劣的问题，医学界的意见一直不是很统一，本文就这个问题将两者在疗效、长短期存活率和并发症等方面运用Meta分析法进行综合对比研究，得出结论以供医学研究和选择临床治疗方式时参考借鉴。
1 资料与方法
1.1一般资料 通过检索知网、万方、维普、重要会议论文、pubmed等数据库，以及中文中国学术期刊网、中国全文期刊数据库等，进行文献追溯、查询，搜集了众多国内外在肝癌射频消融治疗和手术切除治疗对比方面的病例，进行对比和研究[1]。检索时以肝癌、手术切除、射频消融术等为关键词，检索的文章最终时间为2013年6月15日。
1.2文献筛选 首先设定好选取文献的标准：在2013年6月15日前以论文形式发表，文章中详细列举了病例原始数据，并进行了对照或队列研究，报告了射频消融和手术治疗在一定时期内的生存率、无瘤生存率、术后并发症等情况。按照这些标准将文献进行筛选后，纳入参考选择文献[2]。
1.3统计学方法 运用RevMan412软件进行统计学分析，射频消融组和手术治疗组的危险度比值用OR表示，计算出95%的可信区间（CI），检验水准采用A=0105，以P0105，不包含1时为有统计学意义，等价于P0105、I256%），采用随机效应模型对效应量进行加权合并。最后得出Meta分析结果。
2 结果
2.1入选文献基本情况 经过筛选最后将5个研究资料作为最终参考文献[3]，5个研究资料中都包含对肝癌手术切除和射频消融治疗的临床对照研究，合计病例798例，其中采用射频消融治疗的患者405例，采用手术治疗的患者393例。文献中有5个研究对比了射频消融治疗与手术治疗肝癌总生存率和无瘤生存率的情况，均列举了1、3年的总生存率和无瘤生存率。
2.2统计分析结果
2.2.1肝癌射频消融治疗与手术治疗总生存率分析 采用的5个研究中：射频消融组有393例、手术治疗组有405例，均比较了射频消融治疗与手术方法治疗肝癌的1、3年总生存率。异质性检验分析显示，1年总生存率：P=0193、I2=0%，3年总生存率：P=0160、I2=0%，都无异质性差异，采用固定效应模型研究1、3年总生存率的合并效应量结果显示：1年总生存率比较：OR为1127（95%CI：0187-1186，P=0121），差异无统计学意义；3年总生存率比较OR为0191（95%CI：0173-1114，P=0141），差异无明显统计学意义。在异质性检验分析中两者在1、3年的总生存率差异均无统计学意义，接下来采用固定效应模型[4]，分析各研究1、3年无瘤生存率的合并效应量，研究显示：1年无瘤生存率比较OR为0167（95%CI：0150-0192，P=01007），差异有统计学意义，说明通过手术治疗，患者1年后的无瘤生存率优于射频消融治疗；而患者3年无瘤生存率比较中，OR为0160（95%CI：0146-0179，P
3 讨论
大多研究结果显示，射频消融对那些不能进行手术治疗的小肝癌患者疗效较好。在本文中总结了5个研究资料，结果显示，虽然射频消融治疗肝癌的生存率低于手术治疗，但在远期、总体的生存率上却和手术治疗差别不大，因此可以作为治疗小肝癌的首选方法。
综上所述，随着治疗仪器的不断改进，微创介入已经被选为对手术不可切除、中晚期及转移性肝癌的首要方法之一，而且随着以射频消融技术为代表的局部微创治疗技术的不断完善和提升，射频消融在肝癌治疗中将被越来越普遍的应用，还可以与其他的治疗方法或手术治疗相配合，共同完成肝癌的治疗。
参考文献：
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