关键词： 西葫芦； 产量； 产量构成因素
西葫芦（Cucurbita pepo L.）是主要瓜类蔬菜之一。自20世纪80年代以来，以早青为代表的矮蔓品种，曾占据了80%以上的市场。进入21世纪，随着国外半矮蔓品种的引进，如法国冬玉、法拉利等和吊蔓技术的推广，国内近年来新选育的西葫芦品种多为半矮蔓品种[1-2]。研究表明半矮蔓与矮蔓品种的冠层及光合特性存在差异[3-4]，总产量半矮蔓品种高于矮蔓品种，产量的差异主要是在生育后期形成的[5]，本研究通过矮蔓和半矮蔓西葫芦产量与其构成因素的研究，进一步揭示不同蔓性西葫芦产量差异的形成原因。
1 材料与方法
1.1 试验材料与设计
试验于2011年3—6月在山西省农科院棉花所试验大棚中进行，行距1 m，半矮蔓品种株距为54 cm，矮蔓品种株距为45 cm，小区面积13.5 m2。半矮蔓品种与矮蔓品种分别种植，相同蔓性的品种随机排列，3次重复。播种前施底肥，667 m2施尿素50 kg（N含量46%）、二铵50 kg（N含量18%、P2O5含量46%）、农家肥5 000 kg，各项田间管理依据西葫芦大棚高产栽培技术进行。
选用4个西葫芦品种，2个半矮蔓品种分别是东葫4号、冬玉；2个矮蔓品种分别是长青王3号、早青一代。冬玉由法国引进，北京生光地公司提供，其余品种由山西农业科学院棉花研究所西葫芦育种组提供。
1.2 调查项目
产量：以市场商品瓜质量350～450 g为标准，收获并记录各处理的产量。从开始采收至20 d之前为早期产量。
产量构成：每个品种每重复标记5株，以记载单株 50节位内产量构成因素。单株产量：生育期单株采收商品瓜总质量（g）；单株结果数量：生育期单株采收商品瓜总瓜数量；单果质量：生育期单株采收商品瓜总质量与采收商品总瓜数量的平均值（g）；雌花数量：生育期内植株所有雌花数量；坐果率：单株结果数量与单株开放雌花数量的比值；果实发育速度：结果中期测量从授粉到商品瓜采收时平均每天瓜长与瓜径（cm），果实生长发育速度（g·d-1）=商品瓜质量/瓜发育时间（d）；始花期：从定植到第1雌花开放的时间（d）；始收期：从定植到第1果开始采收的时间（d）。
2 结果与分析
2.1 早期产量构成因素分析
从表1看出，矮蔓和半矮蔓品种的第1雌花节位、始花期和始收期差异不显著，说明不同蔓性品种早熟性没有差异，半矮蔓单株结果数量和单株产量显著高于矮蔓，但由于矮蔓适宜栽培的密度比半矮蔓大，因此早期产量矮蔓品种高于半矮蔓品种，矮蔓平均667 m2早期产量2 000.7 kg，半矮蔓平均667 m2早期产量为1 932.8 kg，矮蔓较半矮蔓增产3.51%，经t检验，二者差异不显著。
2.2 不同矮蔓型西葫芦产量构成因素
2.2.1 果实发育速度比较 在结瓜中期每个品种选择当天开放的整齐一致的雌花5个，正常授粉后追踪测量其瓜长和瓜径的变化（图1）。开花时，瓜长平均为5.03 cm，瓜径平均为1.95 cm，各品种的瓜长和瓜径差异不显著，授粉后1～6 d瓜长和瓜径迅速膨大，瓜长平均生长速度半矮蔓为2.14 cm·d-1，矮蔓为1.64 cm·d-1，瓜径平均速度半矮蔓为1.00 cm·d-1，矮蔓平均为0.79 cm·d-1，表明授粉后1～6 d半矮蔓果实生长速度比矮蔓快。授粉后第6～15天果实增长缓慢。试验中以市售标准瓜长22 cm左右，瓜径7.0 cm左右采收，半矮蔓2个品种在授粉后9～10 d可以上市，矮蔓2个品种需要11～12 d，结果半矮蔓品种果实发育速度平均为40.2 g·d-1，较矮蔓品种36.5 g·d-1多3.7 g·d-1，可见半矮蔓品种的果实膨大速度比矮蔓品种快。
2.2.2 雌花比例 试验中以10节为1组分别考察了不同品种雌花比例，图2表明，参试品种雌花比例有差异，半矮蔓品种的雌花比例相对较高，东葫4号最高达平均79.8%，冬玉为69.9%，矮蔓品种长青王3号 为65.5%，早青一代最低为62.7%；生育期对各品种的雌花比例影响不大，在结瓜中期，基本保持在一个稳定的水平，生育早期1～10节雌花比例较低，这与第1雌花节位以下全是雄花有关，在结果后期各品种的雌花比例略有下降，这可能与生育后期温度过高有关。
2.2.3 坐果率 图3表明，2个半矮蔓品种的坐果率显著高于2个矮蔓西葫芦（P
2.2.4 单株结果数量 单株结果数量是单株产量和总产量的主要影响因素。图4表明，随着生育进程，西葫芦品种单株结果数量增加，在定植后44～65 d不同矮蔓性单株结瓜数量差异不明显，定植后72～100 d，半矮蔓品种的单株结果数量逐渐高于矮蔓品种，结果全生育期半矮蔓品种的单株结果数量平均为14.7个，较矮蔓品种9.5个多5.2个。说明单株结果数量的差异是在结果中后期造成的，这可能是半矮蔓品种后期能维持较高产量的主要原因之一。
2.2.5 单株产量 由于单瓜质量在采收时根据市场需要人为控制差异不显著，因此单株产量随生育进程的差异主要由于单株结果数量造成。由图4可知，定植72 d后，半矮蔓品种的单株结果数量明显的上升，而矮蔓品种的单株结果数量在定植72 d后上升缓慢，表明单株产量的差异是在生育后期造成的。实际测定半矮蔓品种的单株产量平均为4.95 kg，较矮蔓品种平均单株产量3.25 kg增产52.3%。
2.3 产量与其构成因素的相关性分析
以矮蔓667 m2 定苗1 482株，半矮蔓1 235株折合产量，半矮蔓品种平均667 m2产量为6 113.3 kg，矮蔓平均品种为4 816.5 kg，半矮蔓较矮蔓增产26.9%，经t检验，半矮蔓品种显著高于矮蔓品种。表2表明，早期产量与第1雌花节位、始花期和始收期呈负相关，说明雌花节位越低，越有利于早期产量的形成；早期产量与总产量呈负相关，早期单株产量与总产量呈正相关，说明提高单株产量对提高总产是有利的，而早期产量高的品种可能会对总产量造成影响。早期单株产量与早期产量呈负相关，而4个品种的早期产量差异不显著，说明半矮蔓品种的早期产量的提高主要是由于单株产量的提高，矮蔓品种的早期产量的提高主要是由于群体数量的增加。
相关分析表明（表2），总产量与单株结瓜数量及单株产量呈极显著相关，相关系数分别是0.993 5和0.990 1，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关，相关系数分别为0.982 6和0.984 4，与雌花比例相关，但不显著；单株产量与单株结瓜数呈极显著正相关，相关系数为0.996 9，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关，相关系数分别为0.983 6和0.952 5，说明坐果率越高，果实发育速度越快，单株结果数就越多；总产量和单株产量都与单果质量呈负相关，说明单果质量过大不利于坐果率的提高，从而影响产量；由此可见半矮蔓品种产量高于矮蔓品种，主要是由于提高了果实的发育速度和坐果率，使单株产量显著高于矮蔓品种的产量。
表2 产量与其构成因素相关性分析
3 讨 论
不同矮蔓型西葫芦产量与其构成因素有关。李建友等[6]认为，单株结果数量和单果质量对产量影响最大，而第1雌花节位对单株结果数量最重要。本试验结果表明，半矮蔓与矮蔓第1雌花节位及早期产量没有显著差异，而总产量半矮蔓品种显著高于矮蔓品种，平均增产26.9%。相关分析表明，总产量与单株结果数量及单株产量呈极显著相关，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关。单株产量等于单株结果数量与单果质量的乘积，本试验单果质量受人为控制，品种之间差异不显著，故单株产量的差异主要是由单株结果数量导致。因此半矮蔓品种单株产量较矮蔓品种高，主要是果实发育速度较快、坐果率较高，使单株结果数量提高导致的。从生育进程看（图4），定植72 d后，半矮蔓品种的单株结果数量明显上升，而矮蔓品种的单株结果数量上升缓慢，表明单株产量的差异是在生育后期形成的，矮蔓品种在生育后期有较高较稳的结果数量是其产量显著高于矮蔓品种的主要原因。植株数量是影响产量另一个主要因素，植株数量对产量的贡献矮蔓品种高于半矮蔓品种，但低于单株产量对总产的的贡献（资料未发表），表明半矮蔓品种较矮蔓品种总产量增加主要是单株产量的提高造成的。
4 结 论
不同矮蔓型西葫芦品种早期产量差异不显著，总产量差异显著，单株结果数量与单株产量对总产量影响最大，其次是果实发育速度、坐果率；半矮蔓品种总产量高于矮蔓品种，主要是其果实的发育速度较快和坐果率较高，生育后期有较高的单株结果数量，使单株产量显著高于矮蔓品种而导致的。
参考文献
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摘 要：选取浙江省1991―2012年的旅游统计数据，通过协整检验、格兰杰因果检验等方法，探讨浙江旅游产业发展与经济增长的相关性，从而检验浙江省旅游产业与其经济增长之间是否存在双向因果关系。结果表明，浙江省实际旅游总收入与地区生产总值之间存在着长期协整关系；浙江省旅游总收入并不是地区生产总值的格兰杰原因，而地区生产总值是旅游总收入的格兰杰原因。
关键词：浙江省；旅游总收入；地区生产总值；协整检验；格兰杰因果检验
进入21世纪，特别是最近几年，随着旅游业在经济发展中重要性的增加，旅游发展与经济增长之间的关系研究逐渐引起了全球学者的关注。浙江省旅游资源丰富，近年来，旅游业蓬勃发展，旅游业在地区生产总值中的比重逐渐提高。根据《2012年中国旅游业统计公报》显示，浙江省旅游外汇收入仅次于广东、江苏和上海，排名第四，与上年同比增长13.4%，而全国旅游总收入排名浙江省位列第三，产值达到4801.2亿元，较上年增长23.11%。因此研究浙江省旅游产业与经济增长的相关关系对浙江省的经济发展尤其是第三产业发展具有非常重要的意义。
一、变量选择与数据处理
本文用时间序列数据对浙江省1991～2012年这22年的浙江省旅游总收入、旅游外汇收入和地区生产总值的相互关系进行实证分析，以此来探究浙江省旅游产业发展与其经济增长之间的相关性。
在建模处理过程中，实际旅游总收入用TTR来表示，实际旅游外汇收入用TIR来表示，实际地区生产总值用TGDP来表示，同时，为消除数据可能存在的异方差性，分别对三个变量进行取对数处理，分别用LTTR、LTIR、LTGDP来表示实际旅游收入、旅游外汇收入、地区生产总值，其一阶差分分别为DLTTR、DLTIR、DLTGDP（如下页表1）。
二、浙江旅游产业与经济增长的实证分析
1.数据平稳性检验
本文主要运用Eviews软件分别对LTTR、LTIR、LTGDP进行ADF单位根检验，检验结果如下页表2。
在以上（如表2）ADF检验中，LTTR、LTIR均为一阶单整序列，说明LTRR、LTIR、LTGDP的ADF检验值均大于小于5%水平下的临界值，均存在单位根，时间序列不平稳，可以通过一阶差分运算使其成为平稳序列。通过一阶差分运算，DLTTR、DLTIR、DLTGDP均小于5%水平下的临界值，因此经过差分后均不存在单位根，是平稳时间序列。在此条件下，我们可以进行下一步检验，验证浙江省旅游产业与经济发展是否存在长期协整关系。
2.协整关系检验
本文通过EG两步法以LTGDP作为因变量，以LTRR作为自变量，建立浙江省旅游收入与地区生产总值之间的回归方程，运用OLS对方程回归所产生的残差项进行单位根检验，如果残差项原序列单位根检验是平稳的，则变量间存在长期的协整关系。
第一步，利用Eviews软件求出回归方程：
（75.23762） （38.08296）
R2=0.986397 DW=1.349071
（131.2734） （37.45784）
R2=0.985946 DW=1.269093
根据回归方程可以看出，浙江省旅游总收入每增加1%，会引起地区生产总值增加0.54%，浙江省旅游外汇收入每增加1%，地区生产总值增加0.63%，显然，从回归数据的分析来看，浙江省旅游外汇收入对浙江省的经济带动具有更强的推动作用。若两变量间存在协整关系，则应检查残差项是否平稳。用ADF检验残差项的单整性，结果如下：
表3 残差的ADF检验
注：检验形式（C，T，P）中C、T、P分别表示变量ADF检验中的常数项、时间趋势和滞后阶数。
通过对残差项进行ADF检验（如表3），并根据模型进行AEG检验，检验结果整理得：
（-3.346592）
由于上述残差序列的DW检验值分别为1.713147，显然残差序列不存在自相关性。由于这是以残差为基础的协整检验，且回归式中含有残差的滞后项，因此，根据N=2，α=0.10，T=25临界值为-3.22，而残差序列（1）的AEG=-3.346592
3.误差修正模型
为了进一步探究变量之间的短期波动与其长期均衡的关系，来建立误差修正模型。误差修正模型的建立首先要确定变量的滞后长度，这里采用Hendry从一般到特殊的建模方法，从滞后2期开始逐渐排除不显著的滞后期，得到估计最终结果：
（6.143330） （-2.354378）
R2=0.751996 DW=1.218488
（5.705909） （-1.786185）
R2=0.742048 DW=1.802048
由于式（4）、式（5）回归系数都通过了显著性检验，但方程（4）的DW值为1.218488，经过LM检验可能存在自相关，所以我们取误差修正项的滞后二期，误差修正系数为负，符合反向修正机制。误差修正模型的结果表明，旅游总收入的短期变动对经济增长存在正向的影响，此外，由于误差修正系数为负，符合反向修正机制。以上结果表明，一方面，1991―2012年的旅游总收入与其经济增长之间存在长期的动态均衡关系；另一方面，短期内经济增长的变动受到其自身和旅游总收入变动的影响。其中，滞后1年的经济增长的变动对自身影响较为显著，滞后一年的旅游总收入的变动对经济增长也有较为显著的正向影响，而其他滞后期对当前经济增长的影响并不显著。显然滞后越远，其对被解释变量LTGDPt的影响就越弱。
4.VAR模型及格兰杰因果检验
根据协整检验结果表明，两者之间存在长期均衡的协整关系，这表明短期内由于随机因素的干扰，变量可能偏离均衡值，但这种偏离是暂时的，最终会回到均衡状态。通过构建VAR模型，从而分析变量之间以及变量的滞后结构之间的动态关系。
表4 滞后期检验
首先利用AIC准则和SC准则等确定最佳滞后阶数。通过表4确定出滞后期2是该VAR模型的最佳滞后阶数。格兰杰检验可以揭示两变量之间的长期均衡是否构成因果关系。这是由Granger（1969）提出并由Sims（1972）进一步推广的一种分析方法。它是在选定滞后期之内，通过格兰杰检验来验证长期中旅游总收入与经济增长之间是否存在因果关系。其检验结果如下：
表5 Granger检验结果
上述的统计检验结果（如表5）表明，采用滞后1阶，2阶，3阶的Granger因果关系检验，分析可见，经济增长变化是旅游总收入变化的Granger原因，而旅游总收入不是经济增长的Granger原因，即经济增长与旅游总收入之间存在单向的因果关系。
5.单向因果关系原因分析
经济增长与旅游总收入之间存在单向的因果关系，一方面可能是中国国民目前的收入水平、消费观念以及受教育水平等方面，在短期内都不足以促生强烈而持久的国内大众旅游需求，就国内旅游消费与经济增长的关系来说，不同类型的旅游区域结构的组合在整体经济过程中产生了相互抵消的综合性后果，这也许是造成我国国内旅游消费与经济增长之间关系并不明朗的主要原因之一。在旅游消费还处于起步阶段，旅游产业无法得到先导性的发展，更不可能成为支柱产业。而另一方面，浙江省的旅游产业相较于浙江省GDP总量而言，其经济比重仍然较低，对浙江省GDP推动作用并不显著。
6.脉冲响应函数分析
为了更具体展现Granger因果关系的过程，更加形象地说明LTGDP和LTRR之间的动态关系，通过脉冲响应函数将向量自回归（VAR）模型所包含的经济意义较为完整而细腻地表达出来，因此本文采用广义脉冲响应函数对变量进行分析，这样可以避免以往研究中经常采用的Cholesky分解技术存在的对冲击识别的任意性和结果对变量排序的依赖。图中横轴表示冲击作用的滞后期间数，纵轴表示响应数值，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
通过脉冲响应分析结果得出，从图中可以看出，当在本期给旅游总收入一个正向的冲击条件下，地区生产总值在前两期有小幅下降，没有即刻作出反应，此后开始增长，但响应幅度比较小，然后在第四期上升到最高点，并长期维持在稳定的水平，虽然反应有些滞后，但是从整体上来讲，浙江省的旅游业发展在受到外部条件的某一冲击时，会给地区生产总值带来正向性的影响，而且这一冲击具有并不太显著的促进作用和较长时期的持续效应，说明旅游业在一定程度上对经济增长具有促进作用。从图中可以看出，变量LTGDP的一个单位的正向标准差冲击会使得LTRR立即上升，并在第四期达到最高值，之后逐步稳定在这一水平，这表明浙江省的经济增长对旅游业发展具有正向的影响，而且这一影响具有显著的促进作用和较长时期的持续效应。
三、浙江旅游产业与经济增长相关性结论分析
本文利用1991年到2012年22年的数据通过单位根检验、协整检验等现代计量经济学的方法对浙江省旅游业发展与经济增长之间的关系进行实证研究，得出以下结论：虽然浙江省LTGDPt与LTRRt之间均存在一阶单整，但是经过EG检验分析两者之间存在长期的协整关系，即旅游业发展对经济增长之间的正向性关系，旅游业的健康发展对经济的增长有积极的推动作用。
尽管不同的地方经济增长与旅游业发展之间具有不同的相关性，但是通过分析我们知道相对于浙江省而言，通过Granger因果关系检验分析得出比较出乎意料的结论，即经济增长时旅游总收入的格兰杰原因，但是旅游总收入不是经济增长的格兰杰原因，经济增长与旅游总收入之间存在单向的因果关系。浙江省经济增长对浙江省旅游业的发展具有相当重要的促进作用，相较于此，浙江省旅游业发展对经济增长的助推作用并不显著。
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【关键词】 农产品贸易农业经济增长地区农业经济增长差距协整Granger因果检验
自改革开放以来，中国经济空前增长，1977―2008年的平均经济增长率为9.66%。同时，中国由开放之初的贸易小国发展成了2008年占世界贸易总额7.88%的贸易强国，外贸依存度（外贸总额占GDP的比重）从1978年的9.8%上升到了2008年的26.45%。就农业方面而言，经过20多年的发展，2008年中国农业生产总值占我国GDP的19.3%，且已经成为继美国、欧盟、加拿大、巴西之后的世界第五大农产品出口国、第四大农产品进口国。毫无疑问，迅速的农业经济增长和中国的农产品贸易开放是密不可分的。
但是立足国情，我们也必须看到，对于中国这样一个发展中的大国，国内各个地方的地理位置、人口、资源禀赋以及初始发展条件都存在着巨大差异，并且政府对各地区的经济政策也有很大的不同，这些必然导致地区间经济增长的不均衡，同时加剧区域间农业经济发展的差距，这种差距主要表现为城乡差距、城市间差距、沿海和内陆的差距等等，从而严重影响中国农业经济的健康发展。现实生活中有很多因素会影响中国农业经济增长的均衡。
一、文献综述
1、农产品贸易能促进农业经济增长的文献综述
20世纪90年代，国内外学者开始关注进出口贸易与经济增长的关系。Kwan and Cotsomitis（1991）最早根据中国1952―1985年和1952―1978年两个样本期的数据，利用格兰杰因果关系检验，发现1952―1985年期间出口贸易与中国经济增长存在双向因果关系，而在1952―1978期间则不存在这种关系。世界银行在1993年的积分报告中指出，出口增长和贸易导向政策均会促进经济的迅速增长。郑云（2006）、李练军、王树柏（2007）均根据协整理论和Granger因果检验方法，对中国自改革开放以来的农产品出口与农业经济增长进行了实证分析。他们的检验结果表明，农产品出口总额与农业经济增长以及劳动密集型农产品出口、土地密集型农产品出口与农业经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系；农产品出口增长与农业经济增长之间存在单向的Granger因果关系，劳动密集型农产品出口增长与农业经济增长之间存在双向因果关系，而土地密集型农产品出口增长与农业经济增长之间没有Granger因果关系；并且农产品出口对经济增长的作用大于农产品进口。蔡文静（2009）通过对农产品出口进行实证分析得出结论：中国农产品出口和农业经济增长之间存在长期稳定的动态均衡关系，农产品出口的短期变动对农业经济存在着正向影响。
2、农产品贸易与地区间农业经济增长不均衡关系的文献综述
到目前为止，大多数文献都是关于对外贸易对地区经济增长差距的研究。Tsui（1991）对1952―1985年中国国民收入和国民收入使用额的省际差异指标进行了估算，发现在改革前，尽管存在着强有力的财政转移机制，但地区间经济发展差距并未缩小。魏后凯（1992）和杨开忠（1994）分别计算了1952―1990年主要年份的全国和三大地带间人均国民收入的加权变异系数，结果表明，建国以来中国各省区之间收入差距的变动格局大体呈倒“U”型，即1978年以前地区经济差距不断扩大，其后逐渐缩小，而三大地带间收入加权变异系数呈S型变化。T．Jian、Sacks&Warner（1996）、Démurger S．（2001）、Fujita&Hu（2002）的研究则发现20世纪90年代以来中国省区经济差距有扩大之势。李国柱、马树才（2007）利用标准差系数来反映出我国区域间对外贸易存在显著差异，并且这种差异存在不收敛性。陈开军、李斌（2008）利用变异系数度量了1981―2006年以人均国内生产总值为代表的地区经济差距及出口、进口贸易差异度，描述了改革开放至今三者的变动趋势，认为中国地区经济差距出现了先缩小后再不断拉大的趋势。以上学者均认为区域贸易差异也是造成区域间经济发展不平衡的重要原因。
综上所述，可以发现前人的研究多是基于经济总量层面的分析，在区域、行业等层面展开进一步分析的较少，实际上，不同区域的各行业均存在贸易差异，从而对各区域的经济增长产生不同的影响。本文将着重从农产品的贸易差异对农业经济增长不均衡性的影响进行分析。
二、数据说明及差距度量
在这一部分，本文将对地区农业GDP、地区农产品进口、出口贸易的规模差异进行统计度量，通过直观分析描述在样本期内三者的总体发展趋势和可能存在的联系。在分析地区差异问题的时候，本文采用变异系数（CV）对1995年以来中国各地区农业经济增长差距和农产品对外贸易发展差距的演变趋势进行定量分析。在进行分析时，按照经济技术发展水平和地理位置相结合的划分依据，将我国划分为沿海经济区和内陆经济区两大区域（东部沿海地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、广西、海南、重庆；内陆地区包括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽等中部内陆和江西、河南、湖北、湖南、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等西部内陆两部分）进行研究。
本文选取了1995至2008年全国31个省、自治区以及直辖市（香港、澳门、台湾在研究中予以剔除）的农业总产值、农产品进口总额、农产品出口总额进行分析。所用数据取自各期《中国统计年鉴》以及国家统计数据库。
首先，我们用第一产业GDP的统计数据代表农业经济增长，并用符号NYGDP表示。农产品进口总额用符号NYIM表示，农产品出口总额以符号NYEX表示。根据可获得的资料数据，对样本期内各省、自治区、直辖市的农产品进出口总额进行汇率折算，将各地区的统计的农产品进口额和出口额折算成为人民币计价。
其次，为了消除物价影响，利用样本期内各省、自治区、直辖市的农业总产值指数，将各地区每年的NYGDP折算成1995年不变价格。以1995年人民币不变价格计算的农业总产值、农产品出口额、进口额的变异系数折线图如从图1我们可以看出，样本期内，以农业总产值衡量的中国地区农业经济增长差距总体上表现出不断上升的趋势，1995至1997年间，变异系数小幅增大，总体农业经济呈发散态势，差距扩大。1998年变异系数出现小幅下降，并达到样本期内最低点，总体农业经济增长差距最小。1999至2003年间，变异系数保持着缓慢的上升速度，呈现平稳态势，总体农业经济增长差距缓慢拉大。2003至2008年间，上升速度有所加快，总体差距不断拉大。从沿海和内陆地区内部来看，各区域内部农业经济增长差距都出现过下降趋势，但总体均呈现上升态势。1997年后，沿海地区省份内部的差距要高于内陆地区。
从图2我们可以看到，在样本期内地区农产品出口额变异系数一直缓慢增大，而进口额变异系数变化幅度不大；值得一提的是，农产品进口额变异系数均要高于出口额变异系数，即农产品进口贸易发展的差距要大于出口贸易发展的差距。
从变异系数的度量，我们仅能看出农业总产出差异、农产品出口额、进口额差异的独立趋势，而无法分析三者的相互关系。本文下面将利用多变量协整技术和误差修正模型研究三者的相互关系。
三、实证检验
该节是本文的实证检验部分，共分为以下三个步骤：首先，利用ADF检验法对lncv（nygdp）、lncv（ex）、lncv（im）做单位根检验以检测它们的平稳性；其次，对平稳的数据做协整检验；再次，利用最小二乘法对通过以上检验的数据做回归分析，以确定它们之间的影响程度。
1、平稳性检验
在对变量间的相互关系进行实证分析的时候，经常会使用回归分析方法，但是这种回归分析要求所有的变量都是平稳的。当变量非平稳时，有可能会产生“伪回归”，这种回归分析结果不能作为推断的依据。为了得到平稳序列又不改变变量的特征，我们对第二节计算出的农业总产值变异系数、农产品出口额变异系数和农产品进口额变异系数分别取自然对数，记为：lncv（nygdp）、lncv（ex）、lncv（im），它们的一阶差分记为：dlncv（nygdp）、dlncv（ex）、dlncv（im），设定显著水平为5%，利用Eviews6.0软件进行ADF（Augmented Dickey-Fuller）单位根检验，判定三个变量的平稳性。检验结果见表1。
由表1的检验结果我们可知，在5%的显著水平下，Lncv（nygdp）和Lncv（im）是平稳的，Lncv（ex）没有通过5%的显著水平下的平稳性检验，但是它的一阶差分是平稳的，且三个变异系数序列都可以是一阶差分平稳的。
2、协整检验
我们可以使用基于回归系数的Johansen极大似然估计法进行协整检验，Johansen和Juselius（1990）提出的一种以向量自回归模型（VAR）为基础的检验回归系数的一种检验方法，它是进行多变量协整检验的较好的方法。
由表2、表3分析得知：在不存在协整关系这一零假设H0：r=0时，迹统计量的值为37.24，最大特征值为22.24，均大于在5%显著水平下的临界值29.80和21.13，用这两种办法都表明应拒绝零假设H0：r=0，而接受备选假设H1：r≥1。当零假设H0：r≤1在5%的显著水平上都被接受，即在5%的显著水平下，农业总产值变异系数、农产品出口额变异系数与农产品进口额变异系数之间至少存在一个协整关系。
3、Granger因果检验
协整检验结果证明了中国农产品出口额、进口额变异系数与农业总产值变异系数之间存在着长期稳定的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需要借助Eviews6.0软件进行进一步验证。下面将借助Granger1969年提出的因果关系检验法对这一问题进行分析。
Granger因果关系检验涉及到滞后阶数的选取，根据AIC确定各个变量的滞后阶数为2，详细的检验结果见表4。
从表4的检验结果我们可以看出：（1）检验结果表明Lncv（im）是Lncv（nygdp）的Granger原因，即地区间农产品进口额的差异会导致地区间农业经济增长差距的拉大，但是农业经济增长差异却不是地区农产品进口额的差异的Granger原因。（2）检验结果还拒绝了Lncv（nygdp）不是Lncv（ex）的Granger原因，但是接受了Lncv（ex）不是Lncv（nygdp）Granger原因的零假设，表明地区农产品出口额差异不是地区农业经济增长差异的Granger原因，但是农业经济增长差异会导致地区农产品出口额的差异。
四、结论
本文通过计算分析地区间农产品出口、进口和农业总产值变异系数，发现中国地区农业经济增长差距和农产品出口额差距总体上一直处于不断上升的趋势，地区间农产品出口贸易发展不均衡。从总体来看，三个变异系数序列存在着稳定的协整关系。在长期内，地区农产品进口额差异可以引起地区农业经济增长差异，而地区间农业经济增长差异又会导致地区农产品出口的差异。我国的农产品进口远远大于农产品出口，可推断出地区农产品进口差异对农业经济增长差异的影响大于地区农产品出口差异，本文的检验结果符合我国的实际情况。
【参考文献】
[1] Tsui，Kai Yuen.“Economic Reform and Inter-provincial Inequalities.” Journal of Development Economics，1993，50.――“Economic Reform and Inter-provincial Inequalities in China.” Journal of Development Economics，1996，60.
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[6] 郑云：中国农产品出口贸易与农业经济增长――基于协整分析和Granger因果检验[J].经贸论坛，2006（7）.
关键词：中学生;同伴;性话题沟通
同伴沟通是指同龄人之间的联系过程，即同伴之间传递信息、沟通思想和交流情感的过程。中学生时期，由于家庭和学校在青少年性教育过程中发生角色失灵现象，同辈群体在此时期比父母更有影响力。同伴之间的性话题沟通对青少年的心理健康发展具有不可替代的作用。
一、对象和方法
方法：采用自编中学生同伴性话题沟通问卷对被试进行团体施测，正式问卷共发出了600份，剔除回答不完整、有明显反应倾向的问卷，再根据测谎题去掉废卷(4道测谎题有三道答错则认为其问卷作废)，剩余445份有效问卷。
二、结果
(一)中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的特点
1.中学生同伴间性话题沟通特点及各维度的总体特征
中学生同伴间性话题沟通特点在总量表及各维度的总体测试结果显示：中学生同伴间性话题沟通在各维度上的沟通得分依次为：沟通状况沟通态度沟通内容沟通动机，其中沟通状况维度均数最高，而沟通动机维度的均数水平要明显低于其他几个维度的均数水平。
2.中学生同伴间性话题沟通总体及各维度的方差分析结果
对性别、学校、父母受教育水平在中学生同伴间性话题沟通问卷及各维度上进行多因素方差分析。从具体因子水平上看，沟通动机维度在性别上的主效应显著;沟通内容维度在母亲的受教育水平上存在显著差异。而四个变量之间的交互作用没有显著差异。
(二)中学生同伴间性话题沟通及各维度的性别特点
1.不同性别中学生在同伴间性话题沟通总体及各维度的测试结果
2.中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上的性别差异
中学生在沟通动机维度和沟通状况维度上表现出极显著的性别差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：男生沟通动机维度(F =7. 203)和沟通状况维度(F= 11. 364)上均显著高于女生。
(三)中学生同伴性话题沟通在普通中学与职业中学上结果与分析
1.不同性质学校的中学生在同伴间性话题沟通及各维度的总体测试结果
在同伴间性话题沟通方面，普通中学的学生在总体沟通上的平均分均要高于职业中学的学生，但是并没有表现出显著的差异(3. 3593. 259，F=2.069)。在各个维度上存在的差异相同，都表现为普通中学的学生在具体维度上的沟通水平均高于职业中学的学生，并且在沟通内容和沟通状况维度上存在着显著的差异。
2.职业中学与普通中学学生在沟通内容维度与沟通状况维度上的差异
统计结果显示，中学生在沟通内容维度与沟通状况维度上表现出极显著的学校差异，因此采用多重比较法进行进一步分析，结果显示：普通中学的中学生在同伴间性话题沟通内容维度(F=5. 741)与沟通状况维度(F=6.440)上均显著好于职业中学的中学生。
(四)父母的受教育水平在中学生同伴间性话题沟通上的存在的差异分析
由于父母的受教育水平的主效应及与性别和学校两个变量之间的交互作用不存在显著性差异，因而把父母的受教育水平分开进行单因素方差分析。结果显示：
父亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况和沟通态度维度上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通内容、沟通状况及总体沟通上，父亲学历为大学及以上的中学生沟通要好于学历为高中、初中、小学及以下学历的，而父亲受教育水平为高中、初中、小学及以下的之间没有显著差异。在沟通态度维度上也存在的差异为：父亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通态度上明显好于父亲受教育水平为初中学历的中学生，而与另外2个受教育水平差异不显著。
母亲的受教育水平在同伴间性话题沟通总体上及在沟通内容、沟通状况上存在的显著差异，事后多重比较为：在沟通状况及总体沟通上，母亲受教育水平为大学及以上学历的中学生在沟通上明显好于母亲受教育水平为初中学历和小学及以下的中学生，而与母亲受教育水平为高中之间的差异不显著。在沟通内容维度上也存在的差异为：母亲学历为大学及以上和高中的中学生沟通均要好于学历为初中、小学及以下学历的，而母亲受教育水平为大学及以上与高中水平之间没有显著差异。
三、讨论
中学生同伴性话题沟通总体上不存在显著的性别差异，但男生在同伴性话题沟通总体上平均分高于女生，男生在沟通动机和沟通状况维度水平高于女生并表现出了显著的性别差异，这可能与我国传统文化对男女不同角色期望有关，传统上更强调女孩子文静、内向、顺从，男孩子则更独立、叛逆。刘霞等的调查结果显示，男生发生边缘的次数高于女生，报告率上的差异有统计学意义。韩仁生等对中学生同伴交往的现状调查结果也显示，男生交友数量显著地高于女生。郑琰对广东省中学生心理素质状况调查结果显示，女生由于比较敏感，所以自尊心水平比男生低。男女在交友数量、角色期望和心理素质上面的不同，造成了沟通动机和沟通状况的显著性差异。
关键词：城镇人口老龄化；国内旅游消费；VAR模型；脉冲响应分析；方差分解
中图分类号：F5903文献标识码：A文章编号：1001-148X（2017）01-0165-05
人口的消费需求在很大程度上取决于其收入水平，但在收入水平一定的情况下，人口结构的变化在一定程度上影响总消费需求。由于平均预期寿命的提高以及生育率的持续下降，我国老年人口消费增加的速度将快于人口增长速度[1]，老年人旅游消费需求正在向高层次、高质量、个性化、多元化的方向发展，旅游已经成为老年人提升生活质量的重要消费方式。无论基于人口效应还是消费效应，城镇人口老龄化对国内旅游消费都存在影响，本文试图通过实证来验证并预测这种影响效应，并采用VAR模型分析城镇人口老龄化对国内旅游消费的当期和未来的影响。
一、研究方法与数据来源
（一）研究方法
非结构建模的向量自回归（VAR）模型采用多方程联立的形式，内生变量在模型的每一个方程中对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型，进而估计全部内生变量的动态关系。因此，VAR模型能提供丰富的结构，可以捕捉到数据的特征，在预测方面比传统的结构模型更准确，可为动态地研究变量之间的关系提供很好的思路。VAR模型的一般数学表达式为：
Yt=α+∑pi=1AiYt-i+∑rj=1BjXt-j+εt（1）
其中，Yt是n维内生变量向量；Xt是m维外生变量向量；p和r分别为内生变量和外生变量的滞后阶数，一般可根据AIC、SC准则和LR检验来确定；Ai（i=1，2，…，p）和Bj（j=1，2，…，r）分别为待估计的参数矩阵；εt为随机扰动向量，且满足cov（εt，εs）=0（t≠s）。
（二）变量与数据说明
旅游花费和游客人次既是衡量旅游消费的重要指标，也是旅游统计的重点统计内容。本文采用国内旅游总花费（TH）（已通过旅游消费价格指数换算为实际值，上年=100）和国内游客人次（TC）来衡量国内旅游消费水平，用65岁及以上城镇老年人口占城镇总人口的比重（PO）作为衡量城镇人口老龄化水平的变量（该变量依据全国65岁及以上人口数量、城镇总人口、城镇人口比重换算得出），数据来自《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》，样本均取自1994-2013年年度数据。考虑到对时间序列数据取对数后减少数据波动和异方差的存在，本文在实际分析时采用各变量的对数值，分别用LTH、LTC、LPO表示自然对数的国内旅游总花费、自然对数的国内游客人次、自然对数的城镇人口老龄化水平。
二、实证分析
（一）变量的平稳性检验
变量的平稳性是VAR模型估计的基础，构建无约束的VAR模型的前提条件是变量为平稳的时间序列。本文运用Stata120软件分别对序列LTH、LTC、LPO采用ADF单位根检验法来检验时间序列数据的平稳水平，结果如表1所示：LTH、LTC、LPO时间序列在5%的显著水平上均是非平稳序列；对其进行一阶差分后进行ADF检验，结果表明这三个序列在5%的显著水平上，序列是平稳的。因此，可以判断这三个序列均是一阶单整I（1），可以建立VAR模型[2]。
进一步对建立的VAR模型进行稳定性检验，所设定的VAR模型所有根模的倒数都小于1，即位于单位圆内，说明VAR模型稳定且整体拟合度较高，保证了脉冲响应分析的有效性。经检验残差序列无自相关，并经White异方差检验显示不存在异方差，且服从正态分布，结果表明VAR模型具有有效性，可以进一步进行脉冲响应分析[3]。
（三）脉冲响应分析
为了研究城镇人口老龄化对旅游消费水平的动态影响关系，需要在已建立的VAR模型的基础上利用脉冲响应函数来分析两者之间的冲击影响程度。脉冲响应函数是用时间序列模型来分析影响关系的一种思路，用于衡量来自新息的一个标准差冲击对变量当前和未来的影响轨迹，并通过VAR模型的动态结构传导给其他所有内生变量，能够比较直观的刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。本文采用Cholesky分解方法，利用已建立的VAR模型，分别给LTH、LTC一个标准差冲击，得到正交化的脉冲响应函数，将冲击响应期设为20期，考虑在未来20期裙内旅游总花费和国内游客人次分别对城镇人口老龄化水平的动态响应轨迹。响应结果如图1、图2所示。在图1中，横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示国内旅游总花费对城镇人口老龄化的响应程度，实线表示脉冲响应函数，阴影表示正负两倍标准差偏离带。在图2中，横轴表示同图1，纵轴表示国内游客人次对城镇人口老龄化的响应程度，实线表示脉冲响应函数，阴影表示正负两倍标准差偏离带。
首先，分析国内旅游总花费对城镇人口老龄化的响应情况和响应路径。由图1可以看出国内旅游总花费对城镇人口老龄化的一个标准差新息的冲击不管是在短期还是长期都有正向响应，短期冲击明显，未来长期趋于稳步提高。具体的响应轨迹是：随着城镇人口老龄化的提高在开始阶段就对国内旅游总花费产生了正向的冲击，城镇人口老龄化提高1个百分点，国内旅游总花费大约上升0029个百分点。此后冲击力度逐年稳步增强，对国内旅游总花费的增长保持持续的正向拉动效应，这种拉动效应比较稳定，而且正向效应持续的时间也更长。进一步观察追踪期期间的城镇人口老龄化对国内旅游总花费增长的累积效应[4]，可以看到在5年、10年和20年的累积效应影响分别为0162、0349和0805，这表明城镇人口老龄化提高一个百分点，将导致国内旅游总花费分别在5年、10年和20年累积提高0162、0349和0805个百分点。从以上的分析可以得到这样的结论：城镇人口老龄化的加速在整个考察期内对国内旅游总花费的增长有正向影响[5]，从未来长期看这种影响有稳定增长趋势。
其次，考察国内游客人次对城镇人口老龄化变量的标准差新息的响应情况和响应路径。从图2可以看出国内游客人次对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式与国内旅游总花费对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式上都趋于稳定的正向响应，但在脉冲响应的时间轨迹和冲击力度上存在差异。在第1年，国内游客人次对来自城镇人口老龄化的一个正冲击立即有正向影响，大小约为0017，也即城镇人口老龄化提高一个百分点，国内游客人次将提高0017个百分点，影响小于国内旅游总花费对城镇人口老龄化冲击的反应。此后冲击力度逐年稳步增强，对国内游客人次的增长保持持续的正向拉动效应，这种拉动效应比较稳定，而且正向效应持续的时间也更长。通过分析观察期的累积效应，发现城镇人口老龄化对于国内游客人次在5年、10年和20年的累积效应影响分别为 0140、0349和0954。这表明，城镇人口老龄化提高一个百分点，将导致国内游客人次分别在5年、10年和20年累积提高0140、0349和0954个百分点。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费的累积效应比较，城镇人口老龄化对国内游客人次的影响在前10年比较小，但从11年以后累积效应逐年比对国内旅游总花费的累积效应大，这说明城镇人口老龄化与国内游客人次之间存在显著的长期稳定的正向关系，但城镇人口老龄化和国内旅游总花费之间的长期关系并不显著。这说明未来伴随着人口老龄化比重的增加，国内游客人次将不断上升，而这种由人口老龄化所拉动的国内游客人次的上升却并没有给国内旅游总花费带来显著的影响。
（四）方差分解
下面利用预测方差分解技术来分析城镇人口老龄化对国内旅游消费水平的相对贡献率。与脉冲响应分析不同，预测误差方差分解技术可将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献。因此，方差分解给出的是每一随机新息对VAR模型影响的相对重要性。比较这个相对重要性新息随时间的变化，可以估计出该变量的作用时滞和相对效应的大小[6]。本文通过方差分解方法分析城镇人口老龄化对国内旅游消费水平的解释程度，方差分解结果见表3。对国内旅游总花费的方差分解结果表明国内旅游总花费的变动主要是受自身冲击的影响：在第1期达到9297%，随后有随时间下降的趋势，但下降幅度并不大，第20期也在76%左右。而来自城镇人口老龄化的冲击对国内旅游总花费变动的贡献率在第2期仅为703%，也即国内旅游总花费的预测方差的703%由城镇人口老龄化的变动来解释。这说明城镇人口老龄化的变动在初期对国内旅游总花费的影响并不显著，这种影响将随时间推移逐渐增大，在第20期达到2379%。由以上分析可以看出国内旅游总花费的变动主要由其自身的变动来解释，但城镇人口老龄化的变动对其变动存在一定的影响。
从表3可以看到城镇人口老龄化对国内游客人次波动的冲击（即对预测误差的贡献）开始不明显，第2期仅为568%，但此后逐年上升，第8期相对贡献率已达到5506%。这表明从未来长期趋势来看，城镇人口老龄化对国内游客人次变动的影响较大，从第18期开始对国内游客人次变动的解释已达到80%。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费变动影响相比较，其影响程度明显要大很多，这与前面的脉冲响应分析的结果相一致。
三、结论及启示
本文利用1994-2013年全国的时间序列数据，建立了城镇人口老龄化与国内旅游总花费和国内游客人次之间的VAR模型，利用脉冲响应分析和方差分解分析预测城镇人口老龄化与国内旅游消费的动态响应关系，主要研究结论总结如下：
第一，国内旅游总花费对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式与国内游客人次对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式上都趋于稳定的正向响应，但在}冲响应的时间轨迹和冲击力度上存在差异。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费的累积效应比较，城镇人口老龄化对国内游客人次的影响在未来10期比较小，但从11期以后累积效应逐年比对国内旅游总花费的累积效应大，这说明城镇人口老龄化与国内游客人次之间存在显著的长期稳定的正向关系，但城镇人口老龄化和国内旅游总花费之间的未来长期关系并不显著。
[关键词] 腹腔镜胆道探查术；胆囊结石；胆总管结石
[中图分类号] R657.4 [文献标识码] B [文章编号] 1673-9701（2014）32-0139-03
The efficacy and safety of laparoscopic bile duct exploration for patients with both cholecystolithiasis and choledocholithiasis
LI Minxian1 XING Renwei1 LU Baochun2
1.Department of General Surgery，Taizhou Hospital of Zhejiang Province，Taizhou 318000，China；2.Department of General Surgery，Shaoxing People's Hospital of Zhejiang Province， Shaoxing 312000， China
[Abstract] Objective To assess the clinical efficacy and operation safety of laparoscopic bile duct exploration for patients with both cholecystolithiasis and choledocholithiasis. Methods A total of 148 patients with both cholecystolithiasis and choledocholithiasis were respectively performed the transcytic common bile duct exploration with choledochoscope （TCBDE） （TCBDE group， 26 cases）， primary duct closure group （65 cases） and T-tube drainage （T-tube group， 57 cases）， the operation situation， postoperative recovery and complications were observed among three groups. Results The operative time （F=36.789， P
[Key words] Laparoscopic bileduct exploration； Cholecystolithiasis； Choledocholithiasis
胆囊结石合并胆总管结石为常见的肝胆外科疾病，胆总管结石患者常因胆结石阻塞继发胆道感染而出现严重的临床后果，同时胆总管结石会随着数量的增多和胆总管扩张、结石出现堆积或上下移动而累及肝总管。传统的胆管结石的治疗方法为开腹胆囊切除、胆总管切开取石和T管引流术，此术式患者创伤较大，且术后长期T管留置给患者生活带来极大的不便[1]。随着微创技术发展的逐步成熟和临床应用的普及，腹腔镜胆囊切除术（Laparoscopic cholecystectomy，LC）已取代了传统术式治疗胆囊结石[2]，而外科医师也已倾向于将LC联合胆总管探查取石术（Laparoscopic cholecystectomy and common bile duct exploration，LC+LCBDE）拓展到肝内外胆管结石的治疗中。本文将通过对148例胆总管结石患者的临床资料及术后随访资料进行分析，评价腹腔镜下胆道探查术对胆囊结石合并胆总管结石的临床疗效及安全性。
1 对象与方法
1.1 研究对象
选取2010年1月～2012年12月148例胆囊结石合并胆总管结石患者为研究对象，所有患者术前均常规B超、CT及磁共振胰胆管造影（MRCP）或内窥镜逆行胆胰管造影（ERCP）明确诊断。排除术前诊断为胆源性胰腺炎或化脓性胆管炎患者，排除腹腔镜手术期间转开腹患者。所有患者均实施了腹腔镜胆囊切除和胆道探查术。其中26例行胆囊管胆道探查术（胆囊管组），65例行胆管切开胆道探查并胆总管一期缝合（一期缝合组），57例行胆管切开胆道探查并胆总管T管引流术（T管引流组）。三组患者一般情况见表1。
1.2 方法
1.2.1 器械设备 采用Storz全自动气腹机及腹腔镜系统，西门子移动C臂X线机，Olympus CHF-P20，XP20纤维胆道镜。
1.2.2 手术方法 常规建立气腹，腹内压控制在12～14 mmHg。四孔法建立腹腔镜手术途径并行胆囊切除术。胆囊管组患者用气囊扩张胆囊管残端后插入胆道镜进行胆道探查，探查完毕后用生物夹夹闭或可吸收缝线缝闭胆囊管残端；对胆道镜无法经胆囊管残端插入或结石位于胆囊管开口以上或经胆囊管途径无法取尽结石的病例，在靠近胆总管上端处纵向剪开胆总管前壁，胆道镜探查及取石完毕后行胆管一期缝合；T管引流组置入T管后用可吸收缝线间断缝闭胆总管前壁，T管长臂自右上腹穿刺孔引出[3]。
1.3 观察指标
观察三组患者的手术时间、术中出血、术后止痛针剂使用次数、肠蠕动恢复时间、术后住院天数、住院费用、并发症发生情况。
1.4 统计学分析
所有数据均应用SPSS17.0统计学软件统计处理，计量资料用均数±标准差（x±s）表示，对满足正态性和方差齐性的数据采用方差分析后的Dunnett-t检验比较组间差异，计数资料以相对数表示，应用χ2检验比较组间差异，三组并发症比较采用Fisher’确切概率法。P
2 结果
2.1 一般情况
胆囊管组26例患者中男14例，女12例，平均年龄（48.77±12.49）岁；一期缝合组65例患者中男29例，女36例，平均年龄（46.53±15.21）岁；T管引流组57例患者中男28例，女29例，平均年龄（44.32±12.34）岁。三组患者的性别、年龄等无显著差异（P>0.05）。三组患者术前血清总胆红素水平和胆总管结石直径、数量、胆总管直径及术前合并症情况间均未表现出统计学差异（P>0.05），见表1。
2.2 手术情况比较
三组患者手术时间、术中出血量、胃肠功能恢复时间、住院天数和住院费用均有明显差异（P0.05）。两两比较发现，胆囊管组的手术时间明显小于一期缝合组和T管引流组（P
2.3 手术并发症
术后随访3～12个月，胆囊管组、一期缝合组和T管引流组并发症发生率分别为3.85%、7.69%和15.79%，三组间并发症发生率经Fisher’确切概率法检验，差异无统计学意义（P>0.05），三种手术方式均未发现胆总管残留结石。
3 讨论
预算管理的第一步是比较预算数和实际数之间的差额。对于大型企业而言，这一过程往往会产生巨额的预算差异。大型企业的业务复杂多样，产品种类众多，企业的高层管理人员难以通过传统方法准确地分析预算差异。这就使得大型企业的高层管理人员很少会仔细考察企业整体的业务经营预算，而是从各子公司的总利润等指标来对企业整体进行预算管理，因而造成其对企业业务经营情况的失控。2007年，国资委公布《中央企业财务预算管理暂行办法》，进一步深化央企全面预算管理制度。但据了解，在实际操作中国资委的要求并没有达到预期的效果，尤其是对于规模较大的国有集团企业而言，预算对于企业管理的价值总是不让人满意，国有大型企业普遍存在预算松弛现象。本文的意义在于探讨一种新的预算差异分析方法。该方法的核心思想是利用OLS线性回归模型将预算差异进行因素分解，分解成整体性因素产生的差异与结构性因素产生的差异，并通过对后者的考察找出企业经营业务中可能存在的问题。
二、文献回顾
目前企业的运算管理仍存在问题。在预算编制方面，当前重预算轻控制、重计划轻考核的现象在有些企业还是较普遍地存在，预算和计划只是作为年初向董事会、上级主管的例行报告。这同全面预算管理的目标以及将预算管理作为实施企业发展战略的具体手段相距甚远。主要领导者没有认识到建立健全财务预算管理制度对企业的重要性和必然性，没能在人力、财力和政策上给予足够的重视。预算机构方面，机构设置不健全，部分已经实施财务预算管理的国有大中型企业，根本没有建立一套完整的财务预算管理体制，也没有建立专门的财务预算管理机构（马椿美，2006）。组织体系不完备，生产、销售人员很少参与预算编制过程，使得预算执行中遇到不少阻力（徐坤、潘琴，2009）。预算指标方面，全面预算管理与企业发展战略脱节。目前企业的预算管理往往是主要与短期财务目标相联系目标相联系，其预算结果无法有效衔接企业发展战略规划中的长期目标（张慧丽，2010）。预算编制方面，只是财务部门的工作，基础不科学、方法模式化。把预算视为只是为会计目的而提供的会计工具，认为预算是单纯的财务预算，仅限于财务部门的资金规划，是控制费用的工具。缺乏较为完整的预算指标体系，不能将组织经营的各个环节有机的联系在一起（张红，2007）。我国多数企业均采用增量或减量预算编制方法，简单地以历史数据为基础作相应的加减（张成松，2010）。预算执行方面，缺乏刚性，责任主体落实不到位。全面预算作为成本控制的有效工具必须得到刚性的执行才能最大限度的增强企业的盈利能力，然而这方面做得远远不够，当然这与国有企业所有者监管缺位有关预算激励方面，缺乏完善的分析、考评和激励机制。我国大型国有企业能有效进行预算差异分析的很少，技师采用了预算分析的企业也只是利用简单的比较分析法，很难找出预算差异的真正原因。另外，由于国有企业固有的缺陷，预算执行的结果并不作为对各部门领导和员工考核和晋升的重要因素（徐守春，2009）。
三、理论基础
（一）整体性因素与结构性因素 本文试图从另外一个角度分析预算差异，笔者认为，预算是对未来经营状况的量化估计，预算差异则是由估计不准造成的，造成估计不准的因素有两种，第一种是由于对企业整体上业务受其经营环境和经营水平影响和预期不符造成的，例如一个饮料生产商错误估计了市场对产品的需求，导致其各个销售点所有产品的收入普遍低于预算；第二种是由于企业内部各个业务之间的经营管理水平和经营环境发生了相对变化，造成了各个组成部分的实际数所占整体的比重与其预算数占整体比重发生变化，例如饮料生产商的某种产品由于某种原因失去市场份额造成其销售收入占总销售收入的下降。在本文中，第一种因素称为整体性因素，第二种因素称为结构性因素。对于整体性因素产生的差异，企业高层管理者只需从整体对企业进行考察，例如重新估计企业的经营环境、修改企业内通行的预算编制办法。而对于结构性因素，高层管理者则需要向下属部、子公司或业务负责人调查差异产生的原因。表1和表2举例说明了两种预算差异导致的因素，表1为整体性因素产生的差异，表2为结构性因素产生的差异。
现实中，预算差异是两种因素共同作用的结果，本文接下来将阐述使用普通最小二乘法（OLS）分离两种因素的方法。
（二）基于OLS的预算差异因素分解 以主营业务收入预算为例，如表3所示，Vi为业务i收入的预算差异（i=1，2，3，……n），即Ri-Ri'，pi该业务收入预算数占总预算收入的比重，pi'为该业务收入实际数占总实际收入的比重。笔者利用OLS法分析预算差异的思想是，认为pi为预算估计的收入发生在该项业务的概率，即根据预算，企业每发生一单位收入，则改收入发生在业务i的可能性为pi。整体性因素导致的预算差异是关于pi的线性函数，即F（pi）=βpi+α（其中如果α的估计值显著不为零则可能存在一个均匀影响各个业务的因素），而结构性因素导致业务i的预算差异为ui，则有Vi=βpi+α+ui。在这个模型中我们希望用F（pi）解释尽量多的差异，所以可以以pi为解释变量Vi为被解释变量进行OLS线性回归。
利用OLS法进行分析时，整体性因素产生的预算差异是预算的结构——即预算中各个业务的收入占总收入的比重——能够解释的一部分预算差异，而结构性因素产生的预算差异是预算结构无法解释的一部分预算差异。
通过线性回归得到β、α的估计值■和■，以及回归模型中用总体因素解释的预算差异■i（■i=■pi+■），即被解释变量的估计值，和结构性因素解释的预算差异ui，以及回归方程：
■i=■pi+■+ui
这个模型存在自己的拟合优度R2，在这个模型中可以用来反映总体因素解释的预算差异占总预算差异的比重，相似地，（1- R2）反映在这个模型中构性因素解释的预算差异占总预算差异的比重。
利用数学推导，得出R2具有如下性质：（1）总预算差异？撞■i=■+n■。（2）当p'=pi（i=1，2，3，……n）时■i=0，R2=1，其实际意义为，当不存在结构性因素时，总体性因素将解释全部变量。（3）其他条件不变时，？撞（pi'-pi）2越大R2越小，其实际意义是结构性因素越强R2越小，由结构性因素解释的预算差异比重变大。（4）其他条件不变时，？撞 Vi越小R2越小，其实际意义是，由总预算差异反应的总体性因素越小，R2越小，由结构性因素解释的预算差异比重变大。
根据以上四条性质，可以基本确定OLS方法可以很好地分离预算差异中总体性差异和结构性差异造成的影响，同时该模型还指出，当预算总体准确性提高，即总预算差异减少时，结构性因素导致的预算差异将更加凸显，预算的差异分析更有助于管理者发现企业各个业务经营管理中存在的问题。
此外，还可以计算■，其中Ri+■i表示收入预算数加上回归方程计算出的整体性因素解释的差异额，反应的是去除整体性因素影响后的收入预算数，因此该表达式体现的是结构性因素产生的差异占去除总体性因素影响后的预算数的比率，这有助于管理者通过计算发现企业业务中结构性因素突出的地方，如果计算结果是负数，则表明结构性因素导致的预算差异和总差异的符号是相反的。
四、案例分析
长期以来BM集团不断贯彻实施财政部对央企进行全面预算管理的要求，但由于该集团子公司众多（600余家），业务种类繁多，集团的高层管理人员缺少办法考察企业的主营业务预算，而把分析考察的重点放在了利润指标和经济增加值等项目的预算差异上。这就导致企业高管对企业最基础的主营业务缺少了解和控制的能力。下面利用OLS对BM企业主营业务收入预算进行分析，以了解全面预算管理的实施对该企业预算管理工作的影响，以及验证OLS方法能否帮助企业发现个体业务经营中的结构性因素，从而帮助企业高层管理者通过预算差异分析发现问题。表4、表5、表6为该集团2008年至2010年十大主营业务数据
利用OLS法对概预算进行回归分析，得到如下结果（括号内分别为β和α的t检验值）：
不难发现由于2010年的总差异明显高于前两年，预算的总体准确性偏低，导致2010年R2的值也明显高于前两年。2010年R2的值明显升高反映出的问题是BM集团的预算整体准确性的下降。通过t检验发现，虽然三年α的值很大，但并不是显著不为零的，因为根据t检验结果三年α为零的概率分别为43.55%、42.94%和36.42%。下一步需要计算2008至2010年中每个业务的■值（■i=■pi+■），以进一步分析每一个业务可能存在的问题，但由于α的值会对pi较小的业务造成较大的干扰，而并非显著不为零，所以令α为零，即■i=■pi，重新进行普通最小二乘法线性回归，得到结果如下：
下一步将计算2008至2010年中每个业务的■i和■值，以进一步分析每一个业务可能存在的问题，结果如表8所示。
对于收入而言，预算差异为正为有利差异；预算差异为负为不利差异。■i反映的是结构性因素导致的预算差异，■i为正表明预算低估了一项业务的结构性因素对实际收入额的正面影响；反之，■i为负表明预算高估了一项业务的结构性因素对实际收入额的正面影响。而■可以消除规模因素的影响。
考察■，可以发现水泥和熟料2008年值均为正，而2009、2010年值均为负。其反映出的问题是，2008年BM集团下属水泥公司进行了大量并购，但BM集团财务负责人在年初编制预算时不确定并购在本年内能够完成，所以在预算中没有考虑到被并购水泥企业的收入，而事实上这些并购活动大都在年内完成。而2009、2010年并购活动较少，所以反映出的情况大不相同。风力发电叶片业务也反映出相似的情况，是因为该业务在2008年刚刚成立，收入比其他业务低估得更加严重。玻璃纤维制成品、浮法玻璃和耐火材料制品三个业务的计算结果三年均为负，经过分析，其原因为这三个业务同属于BM集团下属玻璃公司的业务，而该公司近年正在遭遇市场饱和和同业恶性竞争，致使其收入低于预算原有结构的估计。而建材贸易与物流板块负责的是BM集团各个业务产品的运输工作，由于该集团近年来的成长明显高于预期，产量高于预期，因此该业务的计算结果三年均为正。
由此可见，OLS分析预算可以帮助管理者发现利用传统量差价差分析方法不易发现的为各业务的特殊问题，该方法在实践中有一定的应用价值。除此之外根据OLS方法的特点可知，预算业务分类越细，OLS的样本容量越大，该方法越有效。遗憾的是本文中，笔者无法获得企业内部更为详尽的数据，因而每组回归的样本仅有十条，这是本文的不足之处。
五、结论
即使在预算松弛现象较为严重的情况下，通过普通最小二乘法线性回归，预算差异将被分离为整体性因素产生的差异——预算中的业务结构可以解释的差异，以及结构性因素产生的差异——预算中的业务结构无法解释的差异（实际业务结构相比预算业务结构发生变化），即残差。回归方程的拟合优度反映了总体性因素导致的预算差异的比重，并可以用于考察该业务中结构性因素的影响，这有助于管理者发现每个业务的特有问题。
本文的案例很好地利用了OLS法对BM集团2008年至2010年十项业务收入进行了差异分析，结果显示该方法确实可以发现一些传统预算分析方法难以发现的每个业务的特有问题，鉴于此笔者认为该方法在实践中具有一定的应用价值。因此笔者建议大型企业的管理者在预算管理中考察分析企业经营业务预算与实际结果之间的差异，且可以使用本文论述的OLS应用方法对各个业务的预算差异进行分析，该方法的优点在于可以对企业的大量业务同时进行分析找出问题，计算方法简便而具有数学的严谨性，而且该分析方法回避了高层管理人员难以详细了解的关于业务中销售量和价格等繁复的细节问题，使大型企业高层管理人员了解考察企业最为基础的经营业务更加可行。
参考文献：
[1]张慧丽：《集团企业实施全面预算存在的问题和对策》《China's
Foreign Trade》2011年第12期。
[2]张红：《集团公司全面预算管理的整合与实现》，《商业时代》2007年第5期。
关键词：最终消费；GDP；协整检验；误差修正
一、引言
研究消费与经济增长之间的关系对于政府制定经济政策、把握宏观经济的运行状态有重大的意义。北京作为首都，经济发展历来受到广泛的关注。改革开放以来，北京的经济迅速发展，年平均增长率在百分之十几，同时居民与政府的最终消费支出也得到了提高，从1983年77.6亿元到2011年的9488亿元。究竟北京的消费支出与经济增长之间是否存在一个稳定的长期关系，消费支出对于经济的拉动作用是否明显，为揭示两者之g的关系，本文运用了协整理论、格兰杰检验等方法对两者进行了实证分析。
二、北京最终消费支出与经济增长的实证分析
（一）变量与数据
本文的经济增长指标选取北京的支出法下地区生产总值，数据为1983年-2011年北京的地区生产总值（GDP）和最终消费支出CXF）。本文的样本数据来自北京统计年鉴，北京统计局网站。同时为了剔除物价变动因素，将名义变量用当年的价格指数（以1983年为不变价格）调整成实际变量。另外，为消除时间序列中存在的异方差现象，分别对XF和GDP进行对数变换，分别用LNXF、LNGDP来表示，其相应的一阶差分序列表示为ALNXF、ALNGDP，变换后的序列不影响原序列的协整关系。本文的实证研究均用统计软件Eviews6.0完成。
（二）协整检验
图形
对取过对数的地区生产总值和最终消费支出做直观图，判断两者可能存在协整关系。
本文采取E-G两步法来对变量进行协整分析。首先通过最小二乘估计建立最终地区生产总值对消费支出的回归模型。
对残差序列进行单位根检验，结果如表
对残差进行单位根检验后，得出的ADF统计量值为-4.01，小于临界值-3.55，由此可见，残差是平稳的。这也就说明变量LNGDP和LNXF是存在长期的均衡关系的。
（三）误差修正模型（ECM）
从以上估计式可以看出DW检验结果为自相关，故应加入滞后项以消除自相关，对模型修改之后，重新估计得（去掉不显著的项）：
由此可以看出，模型的检验值较大，表明模型总体显著。经查表，DW值位于与4-之间，不存在自相关。因此模型的各检验通过。该修正误差模型表明本期的消费增量、上一期的GDP增量以及上一期的消费增量均对本期的GDP增量有影响，且本期GDP增量受即期消费支出增量的影响最大。而GDP与总消费之间的长期非均衡误差对GDP增量的调整为负影响，上一期非均衡误差的41%为本期GDP对数增量的误差调整值。因此该误差修正模型很好的反应了北京最终消费支出与经济增长之间的短期相互波动关系和长期均衡的关系。
（四）结论和建议
1、必须要不断提高提高居民的收入水平，增强居民的消费能力，推动居民消费结构的升级，刺激北京地区的消费需求增长；