DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 3. 减税降费的未来方向 1) 调整财税结构，健全相关法规 近年来国家推行的供给制改革也承受了财政扩张带来的政府债务规模扩大、赤字增加的代价，故大幅减税并不是明智之举，还会对财政收入平衡带来巨大的压力。我国一直是以间接税为主，直接税和间接税比重一般在40:60，而多年来经合组织国家直接税和间接税比重大约为55:45，故我国可以尝试加快推进税制从间接税为主向直接税为主转型。目前我国税制改革大方向已经明确，“营改增”虽已全面展开，但是直接税改革进度还相对落后，需要加快节奏。 同时，我国整体税收法定性不强，18种税中仅有3部税法，今年耕地占用税法、车辆购置税法和资源税法三部税法的立法工作已经提上日程，但是离2020年前全面实施税法规定的目标还有很大的差距，且在执行过程中不断打补丁，无形中降低了减税绩效，这也是企业无法形成稳定预期的主要原因。在此情况下，政府需要切实采取行动，以“简明、中性、方便征管”为原则，全面修订税法，争取在2020年前全面实施税法规定。 2) 推进社保制度改革 目前我国的社保费率主要总体较高，我国目前社保费率远高于世界各国社会保险缴纳的平均水平，社保费现也已成为企业产品重要的成本组成部分和企业的一项重要支出，给企业发展带来了巨大的压力 [ 4 ] 。我国企业尤其是制造业会因为较高的社会保险缴费而降低了人工成本上的优势水平，导致企业的竞争力下降。尤其对于中小企业而言，中小企业本身的市场竞争压力巨大，经营能力有限，过高的社保缴费比例一定程度上阻碍了企业的发展，甚至会导致一些中小企业由于负担过重而破产。所以，政府应该降低社会保险缴纳基数或者比例。就降低社保缴费比例而言，政府应该根据宏观经济发展形势和企业盈利能力等因素，在可行的环境下确定适当的下降幅度，而非大幅度降低；就降低社保缴费基数而言，应综合考虑企业利润因素，针对企业当年盈利实际情况，实行社会缴费基数阶梯制，尤其对于新建中小企业和经营困难的企业而言，除政策支持外，还要给予一定的财政支持，显得更为必要。 在鼓励实体经济的背景下，尤其在面对美国对我国实行贸易限制的环境下，如何让我国企业尤其是制造业能够最小程度地受到损失已成为了一大难题，其中，降低企业的生产成本或可以成为有利的武器，而社保费作为企业人工成本的重要组成部分应当予以重视，降低企业的社保费用势在必行。可以暂停制造业交纳五险一金的费用，由政府全额缴纳，其他企业的社保缴纳比例下调5~10个点，从表面上看，政府没有降税，但通过下调社保费比例，实际上可为企业节约用工成本30%以上，由此来为外向型企业在中美贸易战的环境下减小被加征关税的负面影响，从而提高企业的竞争能力。 3) 下调企业所得税率，适当增加税前扣除项目 在我国，对经济增长影响最大的税种便是企业所得税，自2008年内外资企业所得税合并，企业所得税税率定为25%，一直持续到现在。较之发达国家和地区，我国企业所得税率偏高，高税率让企业的投资回报率降低，造成企业投资的意愿减弱，对于资金的运用效用也会有所降低 [ 5 ] 。所以，为了鼓励企业扩大发展和提升企业竞争力，政府应该要下调企业所得税率，由25%将至合理的20%，而且针对于劳动密集型的企业要增加优惠政策，比如针对于中小劳动密集型企业实行税收减半征收政策，或者按照更低的企业所得税率征收，这样一来，便可以为企业一定程度上降低了所得税方面费用的负担，提高企业的盈利能力，激发企业发展动能。 目前，我们国家的企业所得税的税前扣除项目较少且扣除率较低，如研发费用扣除比例由50%提升至75%大大降低了高新技术企业的所得税负担，2018年9月20日，政府推出研发费用在已形成无形资产的情况下，在2018年1月1日至2020年12月31日期间按照无形资产成本的175%在税前摊销 7 ，这项措施将鼓励企业积极投入科技创新，加大对研发活动的支出，以此来促进企业的产业发展与升级。但是，政府还应该适当增加税前扣除项目并提高一定的扣除率，致力于从企业所得税方面为企业减负，其中研发支出扣除比例应当提升至100%，虽然政府目前已经放宽研发活动适用范围和进一步扩大研发费用加计扣除范围，但是扣除比例没有提升。提升扣除比例可以更好带动企业的产品研发和科技创新的发展，使企业投入研发的成本能够得到明显的降低，也对于企业税负降低有着重要的意义。 4) 加大关税改革力度，提高企业竞争力 始于今年3月份的中美贸易战仍在持续之中，此次贸易战主要集中在两国之间加征关税方面，当然目前看来，无论是美方加征关税，还是我国出台相关政策应对，这其中的经贸摩擦必然会影响到我国企业，尤其是部分外向型企业，可能会导致企业生产成本增加、出口销售量减少等。日前，政府表示在反制措施中增加的税收收入将主要用于受损企业及员工、鼓励企业调整进口结构等，努力将损失降到最低程度。虽然目前政府已经推出一系列政策来鼓励企业对外出口，让企业在此次经贸摩擦中的损失不断降低，但是要想提高企业的对外竞争力，缓解企业面对的经济压力，政府还需加大关税改革力度，调整出口退税率和关税结构。 我国现有的出口退税政策为企业带来了一定的优惠，并对于鼓励出口、促进出口产品公平竞争起到了一定的作用，能够带动外向型企业的出口的积极性，但仍需进一步改革调整。如政府可以加快出口退税速度，实现退税100%及时到账，目前出口退税速度太慢，因而滋生了专业退税机构，企业通过专业退税机构加快出口退税速度需要政府退税额10%~20%的费用，如果政府能加快出口退税速度，企业就能少去支付专业退税机构的费用，能够获得更多退税资金，降低了企业为资金需求带来的不必要的成本，为企业的生产发展带来更多的便利。
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user: 4. 结论 减税降费有利于刺激个人、企业等经济活动主体的生产、投资行为，进而扩大有效税基，形成政府财政收入增加与经济增长的良性循环。政府近些年来积极推进各类减税降费政策，为企业和个人减税降费的优惠程度越来越大，为企业减负绩效日益明显，促进了企业的发展，提高了产品的国际竞争力，提升了整体出口水平。企业享受税收政策带来的优惠的同时，拥有了蓬勃发展的新动能，产业经济发展得到了有效的促进和推动。此外，政府也为个人降低了税收负担，提高了居民可支配收入，促进了居民消费能力，与此同时，也扩大了居民就业机会，让人们可以有更多的就业选择空间，以此来带动了纳税人纳税的积极性。 目前，虽然推出的减税降费的政策已取得了明显成效，但是我国企业和个人的税收水平还是处于较高的水平，仍有一定的降低空间。减税降费的力度还有加大的可能，当然，减税降费也并非是一味地大幅度降低税率，或是扣除大量的税收项目，要综合考虑税制改革的合理性，在保证国家税收稳定的情况下，用最有效的方式推出和实行为企业和个人带来绩效更为明显的减负政策，才能够促进市场经济又快又好的发展。未来我国的减税降费的政策会日益完善，而且会越来越关注减税降费政策给企业和个人带来的绩效，只有这样，才能让企业和个人从政策中获得更多的受益，也才能更好地推进我国的税制改革！
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user: 摘 要 目的：观察芪冬颐心口服液对儿童病毒性心肌炎的临床效果，并建立心肌炎大鼠模型探讨其可能作用机制。方法：将本院2012年6月~2017年6月收治的56例儿童病毒性心肌炎患者随机分为两组，观察组和对照组，每组28例，两组均给予常规治疗，观察组在此基础上采用芪冬颐心口服液治疗，比较两组疗效、心电图、心肌酶及血清中IL-2、IL-6水平的变化。另外用阿霉素制造大鼠心肌炎模型，HE染色观察经芪冬颐心口服液干预后大鼠心肌细胞形态学的变化，western blotting检测其MMP-2蛋白的表达。结果：观察组疗效和心电图总有效率显著高于对照组(p < 0.05)，肌酸激酶与乳酸脱氢酶显著低于对照组(p < 0.01)，血清IL-2和IL-6水平显著低于对照组(p < 0.01)；另，芪冬颐心口服液能显著改善心肌炎大鼠心肌细胞的形态，抑制MMP-2蛋白的表达。结论：芪冬颐心口服液对病毒性心肌炎儿童及大鼠可能有一定治疗作用，其机制可能与抑制MMP-2蛋白的表达有关。 关键词 :心肌炎，芪冬颐心口服液，心肌酶，IL-2，IL-6 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 儿童病毒性心肌炎是儿科常见病，其症状主要表现为胸闷、心悸、头晕、心律失常等，严重影响患儿的生活和学习 [ 1 ] 。临床上治疗心肌炎的方法主要为抗病毒、保护和营养心肌、调节免疫等方法。芪冬颐心口服液由黄芪、麦冬、生晒参等组成，具有显著活血益气作用，对于胸痹、心悸气阴有一定作用。本文通过临床实验和基础研究，探讨芪冬颐心口服液对儿童病毒性心肌炎的临床疗效及其作用机制，具体研究如下。
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user: 2. 临床实验 2.1. 一般资料 选取重庆市人民医院2012年6月~2017年6月收治的56例儿童病毒性心肌炎患者58例，诊断标准为：1)心功能不全；2)心电图异常；3)肌酸激酶同工酶(CK-MB)升高。选择的心肌炎患儿无其他继发性心肌损害，排除肝、肾及肺部疾病及其他感染性疾病。男32例，女26例，年龄5~12岁，平均8.2 ± 3.6岁，入院时间7~14天，平均10.3 ± 3.2天。58例患者随机分为对照组和观察组，两组在年龄、性别等方面均无显著性差异(P > 0.05)。 2.2. 方法 对照组：给予儿童病毒性心肌炎的常规治疗，抗病毒治疗(利巴韦林，10 mg/kg)、抗氧化(维生素C 100 mg/kg和辅酶Q10 10 mg)、果糖二磷酸钠(营养心肌，每日3支)，重症患儿给予糖皮质激素治疗。 观察组：观察组的治疗方法与对照组相同，在此基础上给予芪冬颐心口服液治疗，一次10 ml，一日3次，治疗7天。 2.3. 评价指标 临床症状、心电图指标变化、心肌酶、IL-2、IL-6。 2.4. 疗效标准 显效：临床症状和体征基本消失、心电图恢复正常、心肌酶谱数量恢复正常。有效：临床症状和体征显著好转、心电图较治疗前得到改善、心肌酶谱数量也较治疗前得到改善。无效：临床症状、心肌酶、心电图指标均无显著性变化。
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user: 3. 动物实验 3.1. 实验动物 动物SD大鼠40只，SPF级，雌雄各半，体重250~300 g，由重庆医科大学实验动物中心提供。 3.2. 给药方法 分组与造模40只大鼠随机分为空白组、模型组、芪冬颐心口服液高、低剂量组，每组10只。除空白组外，每组以3 mg/kg的剂量腹腔注射阿霉素，隔日注射一次，一共注射4次，制造心肌炎模型大鼠。造模的同时，芪冬颐心口服液高、低剂量组，每日灌胃100 ml/kg和50 ml/kg的芪冬颐心口服液，每日3次，空白组和模型每日灌胃相应剂量的生理盐水。 3.3. HE染色 每组任选5只大鼠，处死，打开胸腔，剪去心脏，切成5 mm × 5 mm，2~3 mm厚的碎块，投入4%多聚甲醛中固定。按照50%、70%、80%、95%、100%浓度的酒精进行梯度脱水，每个半小时。经二甲苯透明，浸蜡，包埋，切成4~10 µm的切片。脱蜡后再放入苏木精中染色约10~30 min，脱水，封藏。 3.4. MMP-2蛋白的表达 每组剩余5只大鼠处死后迅速取出心脏，置于−80℃备用。称重，加入缓冲液，保持4℃的温度，用玻璃匀浆器充分研磨，12，000转离心20 min，取上清液。用BCA法定量蛋白，加入缓冲液，于100℃煮沸5 min。配制SDS-PAGE，加入50 µg蛋白电泳，转PVDF膜，脱脂奶粉封闭1 h。条带移入含MMP-2抗体(1:500)的孵育盒中，温度保持4℃，过夜。第二日，用PBST冲洗PVDF膜，加入辣根过氧化物酶标记二抗，继续孵育1 h，再用PVDF冲洗，检测MMP-2蛋白的表达。
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user: 4. 统计分析 采用SPSS20.0软件对数据进行统计分析，计量资料以均数±标准差( x ¯ ± S)表示，组间比较用t检验进行分析。计数资料以百分比表示，组间比较用Χ 2 检验进行分析。P < 0.05为差异有统计学意义。
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user: 5. 结果 5.1. 临床疗效 对照组12例显效，8例有效，8例无效，总有效率71.4%；观察组18例显效，6例有效，4例无效，总有效率85.7%。观察组的有效率显著高于对照组，且有统计学意义(p < 0.05)。 5.2. 心电图比较 对照组13例显效，9例有效，6例无效，总有效率78.6%；观察组17例显效，9例有效，2例无效，总有效率92.9%。观察组的有效率显著高于对照组，且有统计学意义(p < 0.05)。 5.3. 心肌酶谱的变化 治疗前两组肌酸激酶(CK)、同工酶(CKMB)、天门冬氨酸氨基转移酶(AST)和乳酸脱氢酶(LDH)比较无统计学差异(p > 0.05)。对照组和观察组的肌酸激酶(CK)、同工酶(CKMB)、天门冬氨酸氨基转移酶(AST)和乳酸脱氢酶(LDH)较治疗前显著降低(p < 0.01)。观察组的肌酸激酶(CK)和乳酸脱氢酶(LDH)水平与对照组相比显著降低(p < 0.01)，见表1。 Table 1 Changes of myocardial enzyme spectrum in each group ( x ¯ ± S， U/L 组别 病例数 CK CKMB AST LDH 治疗前 治疗后 治疗前 治疗后 治疗前 治疗后 治疗前 治疗后 对照组 28 166.88 ± 82.69 88.45 ± 34.72 * 49.89 ± 11.52 21.12 ± 5.40 * 56.63 ± 12.15 20.47 ± 5.05 * 211.10 ± 89.74 102.89 ± 28.89 * 观察组 28 167.47 ± 77.33 43.23 ± 20.05 *∆ 50.76 ± 10.94 20.85 ± 4.86 * 59.40 ± 13.08 21.33 ± 5.36 * 208.09 ± 87.63 75.55 ± 22.20 *∆ 表1. 各组心肌酶谱水平的变化( x ¯ ± S， U/L) 治疗后与治疗前相比，p * < 0.01；观察组与对照组相比，p ∆ < 0.01。 5.4. IL-2及IL-6水平的变化 治疗前对照组和观察组血清IL-2和IL-6水平无统计学差异(p < 0.05)，经治疗后观察组IL-2及IL-6水平较对照组显著降低(P < 0.01)，对照组治疗前后IL-2、IL-6水平无显著性差异(p > 0.05)，观察组治疗后IL-2、IL-6水平较治疗前显著降低(p < 0.01)，见表2。 Table 2 Comparison of IL-2 and IL-6 levels between two groups before and after treatment ( x ¯ ± S 组别 IL-2 IL-6 治疗前 治疗后 治疗前 治疗后 对照组 117.4 ± 22.1 116.7 ± 20.2 179.3 ± 26.8 175.9 ± 28.7 观察组 114.6 ± 23.0 82.9 ± 16.5 *∆ 176.2 ± 25.5 135.5 ± 24.8 *∆ 表2. 两组患者治疗前后IL-2和IL-6水平比较( x ¯ ± S) 治疗后与治疗前相比，p * < 0.01；观察组与对照组相比，p ∆ < 0.01。 5.5. 不良反应 两组均无明显不良反应发生。血常规、血生化、尿常规及肝肾功均无异常。 5.6. 大鼠HE染色结果 模型组大鼠心肌排列不齐，可见水肿和坏死细胞，细胞边界模糊不清。芪冬颐心口服液高、低剂量组心肌排列整齐，界限清晰，水肿和坏死细胞数量减少病理结果有较显著改善。见图1。 图1. 各组大鼠心肌HE染色结果(×200)。(a)空白组；(b)模型组；(c)芪冬颐心口服液高剂量组；(d)芪冬颐心口服液低剂量组 5.7. MMP-2检测结果 与空白组相比较，模型组大鼠与芪冬颐心口服液高、低剂量组的MMP-2表达显著增加(p < 0.01)；与模型组大鼠相比，芪冬颐心口服液高、低剂量组的MMP-2表达显著降低(p < 0.01)。见表3，图2。 图2. 各组大鼠心脏MMP-2蛋白表达的western blotting图 Table 3 expression of MMP-2 protein in heart of each group of rats ( x ¯ ± S， n = 5 组别 剂量mg/kg MMP-2 空白组 - 0.0135 ± 0.0011 ∆ 模型组 - 0.3360 ± 0.0102 * 芪冬颐心口服液高剂量组 100 0.1055 ± 0.0074 *∆ 芪冬颐心口服液低剂量组 50 0.1329 ± 0.0083 *∆ 表3. 各组大鼠心脏MMP-2蛋白的表达( ± S， n = 5) 与空白组相比，p * < 0.01；与模型组相比，p ∆ < 0.01。
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user: 6. 讨论 病毒性心肌炎是指病毒入侵心肌细胞，引起心肌炎性病变。近年来，病毒性心肌炎在儿童中发病率逐渐上升，可引起患儿心律失常、心功能不全，严重者会爆发心源性休克或充血性心衰，甚至猝死 [ 2 ] 。中医认为，小儿心肌炎多由外感风热或风湿引起。病因为风热邪毒，内损于心。病机为：邪毒经口鼻蕴郁于肺胃，由表入里，留而不去，内舍于心，引起心脉痹阻，心血不畅；或热毒之邪郁而化热，灼伤营阴，致心之气阴两伤，气血瘀滞，心脉痹阻 [ 3 ] 。 芪冬颐心口服液是由黄芪、麦冬、生晒参等组成。黄芪中的黄酮成分能够增加病毒性心肌炎小鼠心室肌细胞钙通道关闭时间、降低开放时间、降低开放概率从而抑制心室肌细胞钙电流 [ 4 ] ；还能降低病毒性心肌炎小鼠心室肌细胞LCCsαl亚单位的mRNA表达量，抑制心肌细胞钙超载 [ 5 ] 并抑制病毒性心肌炎小鼠心室肌细胞GRP78表达 [ 6 ] ，从而改善病毒性心肌炎小鼠血流动力学 [ 7 ] 。另有研究显示芪冬颐心口服液所含有的麦冬成分具有显著抗心肌缺血作用，因为麦冬多糖能减轻心肌细胞内Ca 2+ 超载，可减少缺血诱导的心肌细胞死亡 [ 8 ] 。麦冬多糖还能激活S1P/Akt/ERK/eNOS信号通路，通过增加细胞膜的稳定性和细胞的存活能力对缺血的心肌细胞起到保护作用 [ 9 ] 。芪冬颐心口服液中的生晒参具有补元气、益智、健脾生津的作用，因含有18种人参皂甙成份，还具有显著的强心作用 [ 10 ] 。 通过本临床研究发现，芪冬颐心口服液对病毒性心肌炎患儿可提高治疗的总有效率，改善心电图、心肌酶的指标，从而有效改善患儿的预后。从中医观点来说，黄芪、麦冬、生晒参含有黄酮、多糖、皂甙、氨基酸等多种成分，具有补气升阳、扶正固本、强心益气、养心通脉等作用，适用于病毒性心肌炎患儿。通过动物实验又发现，芪冬颐心口服液能显著改善大鼠心肌细胞的形态，其机制与抑制MMP-2蛋白的表达有关。
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user: 摘 要 目的：了解深圳市南山区2016~2018年社区居民高血压的患病状况及其危险因素，结合该地区人口构成和生活方式的特殊性，有针对性地制定社区高血压的防治策略。方法：分析资料来源于2016~2018三年深圳市南山区社区体检数据资料，以比较不同特征人群高血压患病率。用多元Logistic回归综合分析高血压危险因素，用OR值表明不同因素影响程度。所有统计分析都是在SPSS 22.0统计软件中完成。结果：深圳市南山区参与体检居民高血压患病率为37.5%，高于广东省水平且稍高于全国水平。男性高血压患病率为38.9%，女性为36.5%，男性患病率高于女性(χ 2 = 103.258， P < 0.001)；不同年龄组人群高血压患病率不同(χ 2 = 13，697.071， P < 0.001)，高血压患病率随着年龄的增长而升高(趋势χ 2 = 13，296.238， P < 0.001)；不同体型人群高血压患病率不同(χ 2 = 2487.425， P < 0.001)，高血压患病率随着BMI的升高而升高(趋势χ 2 = 2451.140， P < 0.001)；不同血糖水平人群高血压患病率不同(χ 2 = 1349.515， P < 0.001)，高血压患病率随着血糖水平的升高而升高(趋势χ 2 = 1328.383， P < 0.001)。多因素Logistic回归分析结果显示，性别、年龄 ≥ 50岁、超重、肥胖、糖尿病是高血压的危险因素。结论：2016~2018年深圳市南山区18岁以上居民高血压患病率较高。性别、年龄 ≥ 50岁、超重、肥胖、糖尿病是高血压的危险因素。应结合该地区人群特点的特殊性有针对性地制定防治策略。 关键词 :南山区，高血压，患病，危险因素 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 高血压是目前最常见的慢性病之一，也是心脑血管病最主要的危险因素之一 [ 1 ] 。世界卫生组织报告显示世界范围已有近十亿人受到高血压的影响，造成每年近九百万人死于心血管疾病 [ 2 ] 。近年来随着我国社会快速发展，居民生活水平飞速提高，我国居民的高血压患病率也呈上升趋势，估计目前全国高血压患者至少2亿，每10个成人中就有2人患高血压 [ 1 ] 。深圳市是我国主要的移民城市，而南山区则是深圳市的高科技园区所在地，人口构成比较特殊。本文对南山区2016~2018年参与体检居民高血压患病状况以及危险因素进行分析，拟为制定符合该地区人群的高血压防治策略提供参考依据。 1.1. 资料来源 经体检中心授权，获得深圳市南山区2016年1月至2018年12月三年参加健康体检人群数据。筛除不合格数据，最终共纳入研究对象338，321人次，年龄18~110岁，其中男性144，110人次，女性194，211人次。体检中心经过官方机构认证，所有医生均经过专业培训，测量数据准确可信。 1.2. 分析指标 体检过程中测量了体格指标和血液指标。体格指标包括身高、体重及血压。按照标准人体测量法进行测量身高和体重，读数准确到0.1厘米和0.1千克；血压采用电子血压计测量安静坐位右上臂肱动脉血压。清晨空腹采集静脉血，室温下自然凝集25 min取血清，4000转/分钟离心8分钟，采用比色法检测血糖。 1.3. 诊断标准 按照《中国高血压防治指南2010》推荐的标准诊断高血压:收缩压在120 mmHg和139 mmHg之间和(或)舒张压在80 mmHg和89 mmHg之间定义为血压正常高值。收缩压大于等于140 mmHg和(或)舒张压大于等于90 mmHg定义为高血压；其中一级高血压定义为收缩压在140 mmHg和159 mmHg之间和(或)舒张压在90 mmHg和99 mmHg之间；二级高血压定义为收缩压在160 mmHg和179 mmHg之间和(或)舒张压在100 mmHg和109 mmHg之间；三级高血压定义为收缩压大于等于180 mmHg和(或)舒张压大于等于110 mmHg。 [ 1 ] 本文参照中国关于超重肥胖的研究结果，判定体型类型：BMI小于18.5 kg/m 2 为体重过低，BMI在18.5到24.0 kg/m 2 (不包括24.0 kg/m 2 )为体重正常，BMI在24.0 kg/m 2 到28.0 kg/m 2 (不包括28.0 kg/m 2 )为超重，BMI大于等于28.0 kg/m 2 为肥胖 [ 3 ] 。参照1999年WHO标准，判断血糖状况：空腹血糖小于3.9 mmol/L为低血糖；空腹血糖在3.9到6.1 mmol/L (不包括6.1 mmol/L)为血糖正常；空腹血糖在6.1 mmol/L到7.0 mmol/L之间(不包括7.0 mmol/L)为糖耐量受损；空腹血糖大于等于7.0 mmol/L为糖尿病 [ 4 ] 。 1.4. 统计学方法 对连续变量使用均数结合标准差( x ¯ ± s )描述，两组间均数比较采用独立样本的t检验或非参数秩和检验。分类资料用率描述，不同特征人群的高血压患病率的比较采用χ 2 检验，采用趋势检验分析趋势变化。用Logistic回归综合分析高血压的危险因素，用比值比(OR)及其95%可信区间反映各因素的作用大小。P < 0.05为差异有统计学意义。所有统计分析都是在SPSS 22.0统计软件中完成。
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user: 3. 讨论 本研究首次利用社区体检数据对不同划分标准人群进行全人口研究分析，相比既往有关高血压患病率现况调查的针对小样本，人群以社区或以医院患者为基础的分析研究，更有利于深刻了解慢性病的流行特征及其危险因素，结论更有代表性和普遍性。 本研究结果表明，2016~2018年深圳市南山区18岁以上居民高血压患病率为37.5%，与2010年我国成年人高血压流行病学调查报告的高血压患病率33.5% [ 5 ] 比较接近。2010~2011年李世聪等 [ 6 ] 在广东省进行城市居民高血压患病情况调查显示患病率为14.3%；2010年何志辉等 [ 7 ] 在广东省进行居民高血压患病状况调查结果15.6%，可见深圳市南山区高血压患病率明显高于广东省水平。深圳市是新兴移民城市，其人口构成比较特殊，外来人员较多，且体型正常人群比例较低，超重率为33.8%高于全国30.1%，肥胖率为15.1%高于全国11.9% [ 8 ] 。另外南山区为深圳市的高新技术园区，居民生活节奏快，精神压力大，很可能导致高血压患病率高于其他地区。因此，高血压防治是该地区的突出问题。 本研究结果显示男性高血压患病率为38.9%，女性患病率为36.5%，男性患病率高于女性。这可能与男性的社会压力大，呈向心性肥胖，胰岛素抵抗明显有关 [ 9 ] 。此外，还可能与女性机体雌激素的血管活性调节作用有关。单因素Logistic回归分析显示，女性高血压患病风险是男性0.903倍，比男性低十分之一；在多因素Logistic回归分析中，扣除其他因素影响，女性高血压患病率是男性的0.730倍，比男性患病率低四分之一多，说明除性别影响外，年龄、体型、血糖状况、生活习惯、个人爱好等其他因素也会影响高血压患病状况。 多因素Logistic回归分析结果显示，年龄 ≥ 50岁是高血压患病的危险因素之一，随年龄增长，高血压患病风险增加，表明年龄增长是患高血压的危险因素之一，与其他研究结果 [ 10 ] [ 11 ] 一致。40~49岁年龄段与参照组差异无统计学意义，可能是因为该年龄段人群有一定的的经济基础且生活稳定，更加注重身体健康。结果还显示超重人群高血压患病率比体型正常人群增加了70%，肥胖人群高血压患病率是体型正常人群的2.7倍左右，可见超重和肥胖可以大幅增加高血压的患病率。有研究表明，肥胖导致血压升高的原因是随着BMI的升高，体液容量、心输出量和外周阻力也增加 [ 12 ] 。此外，结果显示糖尿病患者高血压患病风险比血糖正常人群增加近30%。在近几年高血压的研究中发现，胰岛素抵抗与高血压往往并发存在，在多种慢性疾病中共同发挥作用。Xun等 [ 13 ] 在对3413名美国青年人随访研究中证明在消除其他因素影响后，空腹血糖水平与高血压发病率呈正相关关系。Akande等 [ 14 ] 在35名原发性高血压成年人和35名正常血压的成年人的对照试验中，也证明了胰岛素抵抗与高血压患病率相关。在多因素Logistic回归分析的应用中，有些研究直接将分析结果中不同因素的OR值进行比较，得出哪种因素更为重要的结论是不可靠的。因为不同因素的回归分析参照组不同，所以各种不同因素互相之间不具有可比性，进而不能得出相应结论。 高血压是一种可以预防和控制的疾病，与生活习惯密切相关，目前公认的导致高血压的因素有高盐饮食、肥胖、体力活动过少、过量饮酒、精神高度紧张等 [ 15 ] 。本研究结果显示，该地区体型正常人群比例偏低，超重和肥胖人群比例较高，因此提示南山区居民应有针对性地采取措施控制体重，降低超重率和肥胖率，进而控制高血压的患病风险。 本研究所用数据来源于2016~2018三年深圳市南山区社区体检数据资料，不能排除同一体检者多次参与体检的可能性，所以数据可能有重复。此外本研究未涉及有关居民心理状况、生活习惯等可能影响血压状况的分析，建议开展专题流行病学调查进一步对该地区高血压危险因素进行分析。
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user: 4. 结论 深圳市是我国主要的移民城市，南山区则是深圳市的高科技园区所在地，人口构成比较特殊。本文通过对2016~2018三年深圳市南山区社区体检数据资料进行统计分析，发现该地区居民高血压患病率较高，居民高血压患病率为37.5%，高于广东省水平且稍高于全国水平。经多元Logistic回归综合分析，发现性别、年龄 ≥ 50岁、超重、肥胖、糖尿病是高血压的危险因素。应结合该地区人群特点的特殊性有针对性地制定高血压防治策略。
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user: 摘 要 教育投资作为人力资本的一部分，其支出的增加将直接影响到整个社会经济的发展。同样地，经济作为教育投资增加的一个物质基础，在增强社会各方面教育投资能力方面发挥重要作用。本文以中国1985~2017年为例，通过建立VAR以及VEC模型，采用Johansen协整分析和脉冲响应等方法，实证分析了教育投资与经济增长之间的关系，结果表明：我国教育投资对经济增长的拉动作用大于经济增长对教育投资的拉动作用，且经济增长对教育投资的促进作用具有一定的时滞性。 关键词 :教育投资，经济增长，Johansen协整检验，VECM，脉冲响应分析 Copyright © 2018 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 现今，世界经济逐渐向知识时代迈进，以知识和人才为主的要素已经成为当今世界各国经济竞争的核心要素，经济的增长也不再只是依靠有形资产的增长。由于教育投资不仅自身能形成递增的收益，还能使与之相关的作为要素投入的劳动、资本等也产生递增的收益，从而能够使整个经济都产生向上的规模收益。然而，我国的教育投资现状与经济发展现阶段的要求是缺乏协调性的。经济发展中以及随之而来的诸如城乡收入差距加大、教育投资分配不均等问题也凸显出来，这些因素共同作用导致我国教育投资支出和经济发展水平之间出现不相适应的现象。要妥善解决经济中出现的结构失调、转型升级困难，城乡差距拉大等问题，实现经济持续健康发展，改善落后地区经济状况，其中一个重要的手段即是加大对其教育投资的力度和改善投资结构 [ 1 ] 。本文拟从教育经费支出与经济增长(一世纪GDP为衡量标准)角度实证研究二者的相互关系。
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user: 2. 相关文献综述 从20世纪60年代初开始，以传统的经济理论为基础，舒尔茨(美)用教育收益率法，丹尼森(美)用因素分析法，斯特鲁米林(前苏联)用劳动简化法研究了教育和经济的关系，得出教育投资与经济增长相互促进的结论。此外，舒尔茨通过引用美国教育投资的相关数据，实证研究了教育投资对经济增长的关系，分析了各级教育投资收益率和教育投资占比的问题 [ 2 ] 。 我国对教育投资与经济增长二者关系的研究起步则相对较晚(约1985年开始)。中国经济学会(1984)的成立和《教育与经济》杂志(1985)的创刊，对我国教育经济学的出现具有里程碑意义。王善迈的研究在这一期间备受关注，其在著作《中国教育经费面临的问题与对策》中，从教育经费的比例问题入手，发现了我国高教生均费和普教生均费的区别，并指出我国在三级生教育的投入上居世界前列 [ 3 ] 。李玲通过对小学和中、大学的在校生数和教育投资数进行比较，发现我国存在教育投资结构失调问题 [ 4 ] 。杜晓利、沈百福引用我国1993~2006年间数据，通过研究预算内教育经费的分配状况，得出财政预算内教育经费在高等教育方面的分配比例合理，而在中等教育中的分配不合理的结论 [ 5 ] 。近年来，随着计量方法的拓展和计量软件的开发，对教育投入(作为人力资本)和经济增长(作为物质资本)的研究不断创新，如温以萍、包吉祥 [ 6 ] ，方超、黄斌 [ 7 ] ，顾芸 [ 8 ] 均采用空间计量的方法，实证研究我国经济增长与教育投入的关系，发现二者之间存在失衡性。孟望生、姜莱 [ 9 ] 通过面板回归方法实证研究了人力资本投资和物质资本回报率的相互关系。 从以往对这方面的研究成果来看，我们能够发现：一方面，对教育投资和经济增长的关系研究，更多的集中在教育投资对经济的单向促进作用，对二者双向关系的研究则较少。另一方面，对促进经济增长的研究大都与教育投资的数量挂钩，反而忽略了教育投资的质量和平衡度的问题。此外，教育投资的不断增长也产生了一些意想不到的结果，如巨大的教育投资支出可能会“挤占”消费结构中的其他方面，进而又会降低人们的生活质量 [ 10 ] 。 本文运用向量自回归模型(VARM)以及向量误差修正模型(VECM)，选取Wind资讯库以及《中国统计年鉴》中的相关数据(时间跨度为1985~2017年)，通过Johansen协整检验的方法确定VECM，并采用脉冲响应分析的方法，探讨教育投资和经济增长二者相互影响的内在关系。
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user: 4. 结束语 经过上述数据模型分析验证，本文得出以下结论：第一，教育经费的增加会对经济增长具有正向拉动作用，且从VAR相关系数的绝对值以及协整方程系数来看，这一拉动作用大于GDP增加对教育经费支出的带动作用。第二，一定时期内，教育投资和GDP之间并不存在双向正相关关系，GDP对教育投资的拉动存在一定的时滞性，这一点在模型相关系数上表现为先负后正。 根据上述的研究结论，可以看到教育投资是影响中国经济增长的一个重要因素，而且长期来看两者之间存在一定关联。考虑到中国教育投资的现状，政府需要合理把握财政性教育投入导向和尽力确保教育经费总支出的结构比例均衡，以促进教育投入对国民经济增长的拉动作用，这也是下一步需要改进的工作，即在模型中加入教育投资质量和平衡度等控制变量。
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user: 摘 要 随着人民币利率市场化的不断提出，SHIBOR时间序列在金融市场与相关领域的位置越来越重要。许多学者在SHIBOR时序与其研究领域的相关性方面做了大量研究，而且大多数研究成果都是基于计量回归。基于SHIBOR自身性质，运用Levy过程模型进行研究的成果较少。本文从一般时间与商业时间角度，应用Levy过程，建立多个Levy过程模型，反映SHIBOR时间序列的变动趋势。并将运用模型得到的结果进行对比，借以分析SHIBOR时间序列数据的相关特征，为SHIBOR利率定价奠下了更多的基础，丰富SHIBOR时间序列研究。 关键词 :SHIBOR，商业时间，Levy过程，利率定价 Copyright © 2018 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 上海同业拆借率(SHIBOR)是根据伦敦同业拆借利率(LIBOR)的模式，建立各大银行的拆借市场后出现的一种同业间的拆借利率，意义在于反映银行资金是否充足，为各行各业融投资提供一个宏观金融信息的参考。 关于SHIBOR时间序列指数的研究较多，但大体分为三类。第一类是SHIBOR时间序列在相关领域的应用。SHIBOR最为主要的应用是作为利率的基准，蔡卫光，张烨 [ 1 ] (2005)提出SHIBOR时间序列是利率市场化的决定因素，并进行了两数据之间的协整分析。张丽娟 [ 2 ] (2007)对银行间货币利率市场进行了研究。张一中 [ 3 ] (2009)论述了SHIBOR时序与中国利率市场化的关系。陈汉鹏，戴金平 [ 4 ] (2014)提出将SHIBOR时间序列作为中国基准利率，并进行可行性研究。当然SHIBOR不仅可以作为利率的基准，也可以作为许多相关领域的参照，如债券，风险投资等。第二类是对SHIBOR时序的影响因素的分析，李海涛，王欣，方兆本(2008) [ 5 ] 提出了基于偏t分布对SHIBOR隔夜拆借利率影响因素进行了分析。潘松，魏先华，张敏，宋洋，陈敏 [ 6 ] (2009)论证了银行间支付流对SHIBOR时序的影响。陆伟伟 [ 7 ] (2017)对我国SHIBOR影响因素进行了相关的实证分析。第三类研究是关于SHIBOR时序的自身研究，何梦泽 [ 8 ] (2013)基于GARCH模型对SHIBOR的波动率进行了分析，高薇 [ 9 ] (2015)基于GARCH族模型对SHIBOR金融市场进行了类似的分析。上面是对SHIBOR波动率的分析，同时也说明了SHIBOR时序是条件异方差的。在SHIBOR定价方面的研究，于建忠，刘湘成 [ 10 ] (2009)基于一般的资产定价函数，对SHIBOR定价理论模型进行了研究。但运用Levy过程，对SHIBOR时序数据进行分析与探讨的文章较少。 众所周知，SHIBOR时间序列数据随着时间的变化而发生波动与改变，而且某一个时间段的信息大小也会影响到SHIBOR时间序列。在金融模型中，一般时间带来的波动是比较稳定的波动，可以用布朗运动进行拟合。但商业时间不等于普通时间，它有时也称内在时间或本质时间。它反映的是随着商业周期或市场条件不断转变，带来影响的因素。在商业时间的问题上，相关的金融学学者提出了多种解决方法。比较早期的是Heston [ 11 ] (1993)提出的随机波动率模型，他令其BS模型中的波动率服从一个CIR均值回复过程。后来许多研究者都围绕随机波动率进行了大量研究，Bate [ 12 ] (1996)以Heston模型为基础引入了Merton [ 13 ] (1976)随机跳模型，其认为随机波动率应该受多个风险源的影响。Chacko和Viceira [ 14 ] (2003)同样认为波动率应该有多个频率与波幅，采用单因素波动率只会扭曲原来的经济现象。S. R. Hurst与E. Platen [ 15 ] (1999)提出了内在时间，并尝试运用对数稳态过程来拟合内在时间带来的波动。 基于前人研究思想与模型，本文提出基于Levy过程模型进行SHIBOR时间序列分析。文中使用的Levy过程模型相比其它模型有以下几个优点。一是可以更好地进行路径拟合，这是因为Levy过程比较丰富，可以根据自己的需要与数据特点不断进行调整拟合，选择不同的Levy过程。而且Levy过程具有无限可分性，便于建立模型后参数的检验与校准。二是可以引入各种Levy跳过程，并将其视为商业时间带来的影响，而将布朗运动视为一般时间带来的影响。三是大部分Levy过程都有自己的特征函数，可以根据Fang和Oosterlee [ 16 ] (2008)提出的Fourier-cosine series理论进行其衍生品定价。在研究思路与方法方面，四是本文采用的模型较之随机波动率模型与其它时变模型，参数较少，而且随机项也比较少，这样可以较好地应用于实际工作。使用Levy过程模型进行SHIBOR时间序列路径刻画，是本文最主要的创新。这样不仅可以解释条件异方差的问题，同时赋予波动率一定的经济含义。在参数估计方面，本文应用极大似然估计方法。对于参数有约束条件的，采用内点罚函数的方法去掉约束，然后运用模拟退火的方法实现全局最优。在实证检验时，采用蒙特卡罗的方法进行模拟，同时运用均方误差最小为指标进行检验。本文接下来的结构如下：第二部分进行一般性统计描述，第三部分是相关的模型介绍，第四部分是参数估计与检验，最后部分是结论。
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user: 2. SHIBOR时间序列统计特征 SHIBOR时间序列有八个指标，分别为隔夜、一周、两周、一个月、三个月、六个月、九个月与年数据。为了对SHIBOR进行较好的研究，在统计分析上，我们采用了2013以来的数据，其时间序列路径如图1。 图1. SHIBOR时序路径 不难得出，年数据在较长一段时间都趋于平稳状态，是最平滑的数据且波动最少的数据，而隔夜数据是波动最多的数据，其他时间序列数据都随着间隔日期变长而趋于平稳与平滑。 接下来分析它们的基本统计指标，本文选取了六个基本统计指标，分别为最大值，最小值，均值，标准差，偏度与峰度，具体数据见表1。 Table 1 SHIBOR time series six major statistical indicator 指标 隔夜 一周 两周 一个月 三个月 六个月 九个月 年数据 最大值 13.4440 11.0040 8.5660 9.6980 5.8030 5.0000 5.0000 5.0110 最小值 1.0270 1.9200 2.2050 2.2680 2.7810 2.8660 2.9200 3.0250 均值 2.5491 3.1635 3.5667 3.9570 4.0394 3.9931 4.0314 4.1050 标准差 0.903316 0.98551 1.0301 1.1235 0.8956 0.7392 0.7283 0.7161 偏度 3.303932 1.98884 1.3984 1.0575 0.0294 −0.221 −0.239 −0.287 峰度 26.34744 6.97369 2.1729 1.5425 −1.304 −1.428 −1.417 −1.446 表1. SHIBOR时间序列六大统计指标 从表1的数据分析得出，隔夜数波动区间最大，而年数据的波动区间最小。在均值方面，隔年数据的均值是最小，年数据最大。从而可以得出，隔夜数据波动幅度最为剧烈。在标准差方面，一个月期限的标准差最大，隔夜数据居中，而年数据最小，不难得出，隔夜数据在数据波动幅度较大的基础上，它的波动频率较小，或者它出现大波动的次数较低，多为小波动。从偏度的角度分析，隔夜数据偏度最大，其值为3.303932，存在明显右偏，即有一个较长在拖尾在密度函数左边，这种统计性质反映在金融时间序列模型中就是不对称跳。隔夜数据的峰度为26.34744，也是所有时间序列中最大的一个，说明其存在严重的尖峰。综上分析，可以得出，隔夜数据是时间序列中最难处理的数据，不仅波动幅度大，而且存在尖峰，厚尾，有偏与不对称跳等一般金融模型不易处理的性质。在本文的分析中，我们采用隔夜数据时间路径作为研究对象。采用隔夜数据的原因有两点，其中最主要的一点是因为市场信息能及时在隔夜数据中得到反应，另外一个原因是其时间路径在研究上不易处理。接下来分析了隔夜数据的样本密度函数与分布函数，见图2与图3。 图2. SHIBOR的密度函数 图3. SHIBOR的分布函数 从图2与图3分析，SHIBOR时间序列无论是密度函数，还是分布函数，都是极其不规则的。从密度函数来看，其有两个极峰，而且密度函数出现多处波纹。在模型方面，这是极难拟合的。从分布函数的角度分析，其大部分样本在2到4之间，但其尾部极其不对称，随着样本值变大，存在严重的拖尾现象。 综上分析，经典的B-S模型很难拟合上述的统计性质，因此，需要引入新的过程B-S模型，借以更好拟合SHIBOR时间序列。
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user: 4. 实证与检验 (一) 实证参数估计 以上五个模型，本文采用极大似然的方法进行了参数估计。除方差伽玛过程外，其他过程都较难找到其显示的分布函数。在估计时，需应用梯形法则，进行离散傅里叶逆变换，从而得到离散的密度函数。然后对离散函数对数化，再相加，可进一步得到其似然函数。最后通过优化工具，求得最优解。大部分优化工具仅能得到局部最优解，局部最优解不一定是全局最优解，因而采用了模拟退火的方法。 模拟退火的优化方法虽然可以得到全局最优解，但不能求解有约束条件的情况。采用的Levy过程部分有约束条件，在优化的过程中，不能直接对其进行优化，必须将有约束优化问题转化为无约束优化问题。我们采用了内点罚函数法，去掉了约束条件，使原来的问题变成了无约束问题。 运用上述的思想方法与2013以来SHIBOR时间序列数据，进行了参数估计，参数估计结果见表3~7。 Table 3 Parameter estimation based on Merton jump process mode mu delta alpha sigma lamda 0 0.937 −0.124 0.048 0.001 表3. 基于默顿跳过程模型参数估计 Table 4 Parameter estimation based on double exponential jump process mode mu sigma lamda p eta1 Eta2 0 0.034 0.002 0.047 1.472 2.566 表4. 基于双指数跳过程模型参数估计 Table 5 Parameter estimation based on normal inverse Gauss process mode mu sigma delta alpha beta 0.043 0.08 0.023 8.8 −7.781 表5. 基于正态逆高斯过程模型参数估计 Table 6 Parameter estimation based on variance gamma process mode mu sigma C G M 0 0.036 0.001 1.571 1.32 表6. 基于方差伽玛过程模型参数估计 Table 7 Parameter estimation based on α stable proces mu sigma alpha beta sigma1 0 0.007 1.82 -0.138 0.019 表7. 基于α稳态过程的参数估计 (二) 随机模拟 基于已经估计出来的参数，即可通过matlab软件随机生成路径。随机生成路径的方法有多种，最常用的一种是根据分布函数逆生成。每种算法都有自己的优势，而且算法研究也相当成熟，这里不再细述。将以上模型模拟路径结果抽样如图4。 图4. 模拟路径与真实路径对比 在随机模拟路径的时候，为了直观，本文用英文大写字母表示引入特定Levy过程模型。同时也为了便于对比与接下的检验，我们将SHIBOR实际数据的起点也调整至0。 (三) 实证检验分析 无论从参数估计结果，还是观测其路径，都可以发现，自2013以来，SHIBOR时间序列的漂移项基本为0。一条随机路径就能从总体上判断模拟路径是否正确，并不能检验基于哪种特定Levy过程拟合较好。基于Levy过程的模型相比其它模型，有一个特有的优势——无穷可分性。因而可以天为单位，对路径进行截断，然后观察每一天上升与下降的数据。这样，一条SHIBOR时间序列路径就变成了1156个样本，基于这些样本，就可以在多种检验方法进行选择。 为了研究与对比以上几种路径，本文采用蒙特卡罗方法对5个基于Levy过程模型进行模拟，得出5条时间序列路径。然后采用同样的截断方法，以天为单位进行截断，得到1156个模拟样本。再将这些模拟样本结合原SHIBOR时间序列数据进行密度函数分析。 经过多次模拟，基本可以得到与图5类似的密度函数分布。由于将一条路径变成了1156个样本，样本容量相当充分。图5是整体密度函数效果图，图5附注是将趋于0的中心进行部分放大。从图5分析得出，无论是尖峰，还是厚尾方面，α稳态过程拟合最好，在尾部不对称与拖尾方面，正态逆高斯过程拟合最好，同样的结果也可以从分布函数图像图6观察出。但总体上分析，正态逆高斯过程的拟合效果并不理想。我们进行了均方误差最小的分析，模拟了1000条路径进行分析。模拟结果表明：除了正态逆高斯过程均方误差偏大，其余四个过程得出的均方误差水平一样，差距都在百分之一以内。 图5. 模拟样本与真实SHIBOR样本密度函数分析图 图6. 模拟样本与真实SHIBOR样本分布分析图 基于上述结论，也为我们今后研究提供了一些方向与引导—通过改进或整合Levy过程或给Levy过程增加更多的控制参数，使其更好拟合SHIBOR时间序列。
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user: 5. 结论 随着人民币利率市场化不断提出，许多学者都尝试着寻求人民币利率市场化后的参考指标。也正如VIX指数未出现之前，在学界已经开始研究。前面综述中列举了许多研究已然证明SHIBOR指数在人民币利率市场化后可以作为极其重要的参考，它也将在整个金融市场扮演更重要的角色。无论人民币利率是否市场化，SHIBOR指数都可以作为金融市场利率的一个基准，成为我国金融界或学界衡定收益率的一个重要参考指标。因此，对SHIBOR指数的研究也越来越重要。 本文基于B-S模型，引入Levy过程，借以拟合商业时间给SHIBOR时间序列带来的波动，从而达到更精准的预测SHIBOR时间序列的变化趋势，在我国目前的金融市场，具有较大的理论意义与现实指导作用：其一是我们根据Levy过程模型的特征函数，比较容易进行SHIBOR利率定价，从而设计出一系列的利率衍生品，通过交易衍生品，达到我们规避利率风险的目的。其二是由于SHIBOR利率与金融市场许多指标具有相关性，运用类似的方法，可以研究许多相关指标，这样可以对许多相应的金融指标进行检验与预测，对丰富我国金融市场的金融产品有着重要的指导作用。其三是模型相比其它模型，随机项与参数较少，减少了模型中的不确定性，能够更好地应用指导实际工作。 通过本文，还可以进行以下拓展，一是引入更为复杂的Levy过程，但更复杂的Levy过程参数也会更多，无论是估计、检验，还是误差与数值上的处理，都会带来更大的困难。二是结合SHIBOR利率，进行相关衍生品定价，对原有的模型进行校准。但由于我国金融体制尚不完善，许多相关的衍生产品都在起步阶段，难以找到大量数据进行定价校准。三是Levy过程模型中，结合金融市场的相关特征，引入时间序列模型，如ARMA，ARCH，GARCH族模型等。由于第二个拓展方向，在现在的中国市场很难获得数据，因而接下来我们只有从第一个与第三个方向开展研究工作，为推进SHIBOR时序的研究与完善金融市场做一些基础性的铺垫。
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user: 摘 要 目的：通过CTA测量腹主动脉–肠系膜上动脉夹角(Aorta mesenteric Angle， AMA)，并评估其与内脏脂肪面积(Visceral fat area， VFA)的相关性。方法：通过对226例正常成人的肠系膜上动脉CT分析，按照性别及腰臀比(waist-hip ratio， WHR)分成两组3个级别(I级：男性：WHR < 0.85；女性WHR < 0.65；II级：男性：WHR 0.85~0.95；女性：WHR：0.65~0.8；III级：男性WHR > 0.95；女性WHR > 0.8)。采用CT图像后处理技术测量并分析SMA主干及邻近正常解剖结构，分析其腹主动脉–肠系膜上动脉夹角(AMA)与VFA的相关性。结果：除8例因其它疾病引起AMA减小外，余下的218例作为观察对象，发现AMA随着VFA的增加而增大，尤其是女性增加明显。结论：AMA和VFA显著正相关(r = 0.53， 0.57， P0.03)。 关键词 :肠系膜上动脉，CTA，主动脉，腰臀比，内脏脂肪面积 Copyright © 2018 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 肠系膜上动脉与主动脉的夹角大小与腹内脂肪沉积的多少密切相关，特别是后腹膜区的脂肪沉积尤为重要，本研究拟通过CTA测量AMA，并探讨其与WHR的相关性。
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user: 2. 资料与方法 1) 研究对象：抽取20012-07~2018-05在彭州市人民医院行腹部CT或CTA检查的226例患者，剔除其它疾病引起AMA减小的8例，将余下均无SMAS症状的218例作为观察对象，并排除既往腹部手术史患者，218例患者中，男98例，年龄19~72岁，女120例，平均(45.25 ± 11.2)岁，计算每一例患者的WHR，根据腰臀比(waist-hip ratio)及性别各分3个级别。I级：男性：WHR < 0.85；女性WHR < 0.65；II级：男性：WHR 0.85~0.95；女性：WHR：0.65~0.8；III级：男性WHR > 0.95；女性WHR > 0.8。 2) 扫描设备采用Siemens CT连续容积扫描，受检者在扫描前均口服500 mL清水加20 mL泛影葡胺充盈要注意记胃肠道，扫描范围从膈顶至腹主动脉分杈处。扫描条件：120 kV，180 mA，螺距0.9，准直64 mm × 0.6 mm，重建层厚0.5 mm，层间距0.70 mm，造影剂为碘海醇(370 mgI/mL)，高压注射器肘前静脉注射，速率4.0~5.5 mL/s。 3) 观测指标及图像后处理方法：观察和测量肠系膜上动脉(SMA)近段与腹主动脉(AA)的夹角，采用inspace，MPR和MIP (MIP thin的thick值均设用15 mm)，在SMA与主动脉分叉层面，分别沿主动脉前壁和SMA下壁作切线，两者之间的夹角即为AMA (图1)。 4) 统计学方法：采用SPSS 17.0软件，据以x ± s表示，患者AMA与WHR之间的相关性行Pearson相关分析，对男女组AMA和WHR分级的相关性行Spearman相关分析，以P < 0.05为差异有统计学意义。
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user: 3. 结果 测量结果 8例SMA患者，追踪原因系肠系膜过长过短，内脏下垂，脊柱前倾以及肠系膜上动脉本身的变异等 图1. 沿主动脉前壁和SMA下壁作切线，两者之间的夹角即为AMA 原因造成夹角变小，为使AMA与WHR相关性的准确，不计入统计数据，余下218例患者作为统计数据源。结果显示AMA与WHR呈正相关，随着WHR增加，AMA也增大。其次女性组AMA随WHR增加显著，女性组r = 0.39~0.58；男性组r = 0.31~0.46，AMA与WHR呈显著正相关，两组均有统计学意义(P < 0.05)。说明可发生于任何年龄，偏瘦的女性患者较男性更易引起WIKIE病，出现食后饱胀，恶心呕吐，类似于幽门梗阻，健康人群发病率较低。