邊境法律法規精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術，我們為您準備了不同風格的5篇邊境法律法規，期待它們能激發您的靈感。

篇1

市場經濟中各種生產要素根據其貢獻進行初次分配，勞動在初次分配中的狀況用勞動份額即勞動者報酬占GDP比重來刻畫。自20世紀90年代至今，包括中國在內的很多發展中國家勞動份額經歷了快速下降，對此，大部分學者用產業結構變遷、有偏技術進步、經濟全球化以及產品與要素市場的非競爭性等中期因素解釋其成因國內研究的一個綜述參見周明海等：《中國勞動收入份額的下降：度量與解釋的研究進展》，載《世界經濟文匯》2010年第6期，第92-105頁。國外研究的一個綜述參見：Schneider， D.， “The Labor Share： A Review of Theory and Evidence，” Sfb Discussion Papers， 2011.，很少有研究將勞動份額的變化與經濟發展特定階段聯系起來，分析初次分配格局演變與經濟發展的一般關系。

在我們所掌握的文獻中，Maareky等人研究了制造業勞動份額演進與經濟發展的關系，基于跨國數據的回歸發現，制造業勞動份額與人均收入之間存在確定的U型關系，即隨著人均收入提高，制造業勞動份額將經歷先下降后上升的U型變化過程Maareky P.， “Labor share， Informal sector and Development，” Mpra Paper， 2012.Maarek P.， Orgiazzi E.， “Development and the labor share，” Thema Working Papers， 2016.。李稻葵等人討論了總勞動份額隨經濟發展演進的一般規律李稻葵等：《GDP中勞動份額演變的U型規律》，載《經濟研究》2009年第1期，第70-82頁。龔剛、楊光：《論工資性收入占國民收入比例的演變》，載《管理世界》2010年第5期，第45-55頁。。運用跨國數據進行實證檢驗發現，經濟發展與總勞動份額之間存在穩定的U型關系，轉折點大約在人均GDP6000 美元（2000 年購買力平價，以下同）。上述文獻盡管為相關領域的研究提供了新視角，但在理論與實證方面仍存在問題。一方面，這些研究通常假定了農村勞動力全部轉移到工業，并且轉移勞動力的工資遠低于其邊際貢獻，其理論基礎是古典二元經濟理論，存著嚴重缺陷Harris J. R. & Todaro M. P.， “Migration， Unemployment & Development： A Two-Sector Analysis，” American Economic Review， Vol.60，No.1，1970， pp.126-42.Jorgenson D.， “Surplus Agricultural Labour and the Development of a Dual Economy，” Oxford Economic Papers， Vol.19，NO.3， 1967， pp.288-312.。另一 方面，這些研究盡管發現了勞動份額與經濟發展之間的U型關系，但U型演進路徑特別是拐點位置會受到哪些因素影響，并沒有進行實證分析。

本文力圖從理論和實證兩個方面深化對經濟發展與初次分配關系的認識。在理論上，本文將摒棄轉移勞動力工資低于其邊際貢獻的假定，基于增長與結構轉型領域的最新研究成果，通過構建一個兩個產業三個部門結構轉型模型，將農業技術進步、自雇者等因素納入，分析經濟發展過程中勞動份額演進的一般規律和內在機理。在實證方面，我們建立了一個包含52個經濟體1970―2010年間的跨國面板數據，在對自雇者收入進行合理調整的基礎上進行實證檢驗，數據很好驗證了理論分析的主要結論。基于中國數據的比較分析發現，我國勞動份額正處于U型曲線由下降轉為上升的過渡階段，不斷提升農業生產率將有助于拐點的盡早到來。

本文以下的結構安排是，第二節是理論分析；第三節是跨國數據的實證檢驗和中國數據的比較分析；最后是結論與政策建議。

二、 理論分析

經濟發展通常表現為第一產業比重不斷下降和第二產業、第三產業比重上升的產業結構變遷過程。長期以來，圍繞結構變遷的動因及路徑，經濟學家進行了大量的研究。古典二元經濟理論認為，農業存在著大量勞動邊際生產率為零的剩余勞動力，工業可以以由習慣和制度所決定的生存工資獲得無彈性農村剩余勞動力供給，因而農村剩余勞動力的大規模轉移將推動產業結構迅速變遷Lewis W.， “Economic Development with Unlimited Supplies of Labour，” Manchester School， Vol.22，No.2， 1954， pp.139-191.。新古典二元經濟理論并不同意農業勞動邊際生產率為零的觀點，認為農業產出的變化將引起人口數量的相應變化，推動二元結構持續轉變的根本原因是農業剩余的出現。在最近的文獻中，越來越多的研究認為，結構變遷是諸如異質性偏好等需求端因素與部門間生產率差異等供給端因素共同作用的結果，農業技術進步是工業化的重要前提，而工業與服務業生產率水平高低決定著工業化程度Ngai R. & Pissariadies C.， “Structural change in a multi-sector model of growth，” American Economic Review， Vol.97，NO.1， 2007， pp.429-443.Foellmi R. & Zweimüller J.， “Structural change， Engel's consumption cycles and Kaldor's facts of economic growth，” Journal of Monetary Economics， Vol.55，NO.7， 2008， pp.1317-1328.。

在本節中，我們將基于增長與結構轉型的最新研究成果，通過一個簡單的兩個產業三個部門經濟模型來分析經濟發展過程中初次分配格局的變遷路徑。借鑒Hansen & PrescottHansen G. & Prescott E.， “From Malthus to Solow，” American Economic Review， VOl.92，No.4， 2002， pp.1205-1217.和Gollin et. alGollin D. et. al.， “The Role of Agriculture in Development，” American Economic Review， Vol.92，No.2， 2002， pp.160-164.研究的主要思路，我們的模型包含了兩個產業：生產農產品的農業和生產工業品的工業。但與他們不同的是，我們的模型除生產農產品的農業部門、生產工業品的企業外，還包括了自雇者，它與企業一樣供給工業品。將自雇者引入結構轉型分析框架的原因有兩個：第一，研究發現從農村遷移到城市的勞動力除進入正式部門就業外，大量不取得雇員工資而為自己工作的勞動者，即所謂的自雇者Yamada G.， “Urban informal employment and self-employment in developing countries： theory and evidence，” Economic Development and Cultural Change， Vol.44，No.2， 1996， pp.289-314.關于自雇者與雇員較為詳細的界定參見聯合國統計署：《國民收入核算體系2008》，北京：中國統計出版社，2012年。。根據Gindling & Newhouse的估計，大多數低收入經濟體的非農自雇者數量多于雇員Gindling T. & Newhouse D.， “Self-Employment in the Developing World，” World Development， Vol.56，No.3， 2014， pp.313-331.。M一步研究則發現，自雇者比重會隨著經濟發展而逐漸下降Pietrobelli C. et. al.， “An empirical study of the determinants of self-employment in developing countries，” Journal of International Development， Vol.16，No.6， 2004， pp.803-820.。第二，發展中國家總勞動報酬中，自雇者收入占據較大比重，特別是人均收入較低的經濟體，自雇者收入往往會超過雇員報酬占GDP比重Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。

假定三個部門的生產函數分別為：

Ya，t=A（1+γT）tLa，t，if t

A（1+γM）tLa，t，if t≥tn（1）

Yms，t=A（1+γT）tLms，t， if w-c

A（1+γM）tLms，t，if w-c≥F2（2）

Ymf，t=A（1+θM）tKt，if wt=

A（1+θM）tLαmf，tK1-αt，if wt≠（3）

式中，Ya，t、Yms，t、Ymf，t分別是農業、自雇者和企業的產出；La，t、Lms，t、Lmf，t分別是農業、自雇者和企業所使用的勞動；Kt為企業的資本存量；A為全要素生產率系數。我們假定，農業與自雇者只使用勞動進行生產，其生產技術有兩種：現代技術和傳統技術，其外生技術進步速度分別為γM和γT為便于分析，模型假定農業與自雇者技術進步速度相同，放松這一假定并不影響理論分析的主要結論。，滿足γM>γT且傳統技術進步速度相當緩慢，在短期為零。企業除使用勞動外還使用資本，外生技術進步速度為θM，滿足θM>γT。

我們假定，農業在某個時刻tn之前一直使用傳統技術進行生產，自雇者在企業出現之前也一直采用傳統技術生產。由于自雇者采納現代技術需要啟動資金，而在經濟發展早期，自雇者通常無法從金融市場獲得融資，所以我們假定只有其收入w減去消費c后的剩余高于F2時，自雇者才有可能使用現代技術Blanchflower D. et. al.， “Latent entrepreneurship across nations，” European Economic Review， Vol.45，No.4-6， 2001， pp.680-691.后面我們將放松這一假定進行討論。。由于規模經濟以及生產外部性等原因，工業需要大量投資推進Murphy K. et. al.， “Industrialization and Big Push，” Journal of Political Economy， Vol.97，No.5， 1989， pp.1003-26.Azariadis C. & Drazen A.， “Threshold externalities in economic development，” Quarterly Journal of Economics， Vol.105，No.2， 1990， pp.501-26.，所以我們還假定，企業的出現需要付出一個固定成本F1。對于企業來說，如果隨著資本積累其勞動的邊際產出即工資w保持不變，其生產函數為AK生產函數；反之，為通常的Cobb-Douglas生產函數。

與Hansen & Prescott和Gollin et. al一樣，我們假定無限壽命經濟代表性當事人具有式（4）所示的Stone-Geary效用函數，at為農產品；mt為工業品。代表性當事人每一時期提供一個單位勞動并消費上述兩種商品。為分析方便，我們假定經濟沒有人口增長，所以總勞動力可以標準化為1。

U（mt，at）=log（Mt）+if at≥

atif at

式（4）所示Stone-Geary效用函數在增長與結構轉型模型中被廣泛運用，其理論基礎是“恩格爾法則”，即食品消費支出會隨收入的提高而不斷下降。由式（4），在任意時刻，由于代表性當事人生存需要，在基本農產品需求被滿足之前，工業品消費為零。而當基本農產品消費被滿足后，只有工業品消費才能增加其總效用。這一效用函數從需求端出發很好地解釋了產業結構由第一產業向第二產業和第三產業變遷的動因；另一方面也揭示了農業剩余對于結構轉型的重要性。

根據效用函數的性質，在農業沒有出現剩余之前，使用傳統生產技術的農業吸納了全部勞動力。當Ya，t ≥且經濟剩余小于F1時，農業的勞動力向城市轉移并成為使用傳統技術生產工業品的自雇者。我們將這一階段定義為結構轉型的第一階段由于農業傳統技術的技術進步十分緩慢，所以這是一個相當長的階段。。在這一階段，農業與工業（自雇者）的勞動力配置以及社會均衡工資率水平wt分別用式（5）、式（6）和式（7）表示。由于這一階段的生產并沒有使用資本，所以勞動份額固定為1。

La，t=A（1+γT）t，if Ya，t>（5）

Lms，t=1-La，t（6）

wt=A（1+γT）t（7）

當農業與自雇者經濟剩余緩慢增加并能承擔固定成本F1時，企業開始出現傳統技術的技術進步盡管相當緩慢，但長期來看，仍會有經濟剩余和人均收入緩慢增長。。在企業出現之后，我們假定在某個時刻之前，農業仍采用傳統技術進行生產。我們將這一階段定義為結構轉型的第二階段各國的發展實踐表明，只有經濟發展到一定階段后，工業才能反哺農業并推動農業技術進步。。在這一階段，企I的出現會產生大量勞動力需求。由于企業使用資本和現代技術，所以它比自雇者具有更高的勞動生產率。當企業生產的工業品能夠完全替代自雇者所生產的工業品時，自雇者將破產，企業將獲得來自自雇者的全部勞動力供給各國的經濟史表明，工業化初期可以觀察到大量手工業生產者破產。。由于這一階段農業仍使用傳統技術進行生產，其生產率在短期可以視為不變，所以企業只能以固定工資wt==A獲得雇傭勞動。理解這一點很簡單。如果企業提供的工資高于，將誘使農業部門的勞動力轉移到城市，農產品供給因此而下降；而由于基本農產品需求的存在，農產品供給下降勢必會導致農產品相對價格上升，這反過來又誘使城市勞動力向農村回流，所以在農業引入現代生產技術之前，社會均衡工資率將保持不變。

給定工資率水平不變，企業的生產函數為式（4）所定義的AK型生產函數，任意t時刻經濟的總勞動份額LSt由下式決定：

LSt=A+Lms，tA（1+θT）t+A（1+θM）tKt（8）

與結構轉型的第一階段相比，由于工資率并沒有發生明顯變化，所以式（8）分子表示的第二階段總勞動報酬等于第一階段。而企業的勞動生產率又遠高于自雇者，所以分母中企業的產出將隨著資本積累而不斷擴大。因此，勞動份額在這一階段將隨經濟發展而持續下降。當自雇者全部轉變為雇員時，企業總產出中勞動份額的變化仍需要進一步檢驗。 深入展規劃中總勞動份額將下降至極值：

LSt=A+A（1+θM）tKt（9）

由式（8），在結構轉型的第二階段，盡管勞動份額下降是總體趨勢，但其下降幅度和下降速度會受到一系列因素影響。第一，自雇者與企業生產的工業品替代程度。替代程度越高，自雇者數量越少，勞動份額的低點越低。第二，生產技術。A越高，勞動份額低點越高。第三，企業技術進步速度。θM越大，企業資本積累速度越快，勞動份額的下降會越快。第四，財富的初始分布。根據Banerjee & Newman的研究，財富的初始分布對個體在雇員與自雇者之間的職業選擇有著重要影響Banerjee A.& Newman A.，“Occupational Choice and the Process of Development”，Discussion Papers，1990.。由于自雇者比企I具有更高的勞動份額，所以如果有更多自雇者能夠承擔使用現代技術的固定成本，勞動份額的下降速度將會變慢，勞動份額的低點也會提高。

當農業引入現代技術后，結構轉型將進入第三階段。在這一階段，社會均衡工資率因農業引入了現代技術而不斷提高：

wt=A（1+γM）t（10）

由于工資不再固定不變，企業生產函數由AK型轉變為Cobb-Douglas型。不考慮自雇者影響，此時經濟的總勞動份額為：

LSt=A（1+γM）t+A（1+θM）tLαmf，tK1-αt（11）

相比式（9），由于式（11）分子所表示的總勞動報酬不斷上升，而Cobb-Douglas生產函數具有生產要素邊際產出遞減的性質，所以第三階段的勞動份額隨資本積累將由第二階段的下降轉為上升。在這一階段，農業技術進步將驅使勞動力不斷地從農業轉移到工業，農業生產所使用的勞動力數量會逐步減少并接近于零。與此同時，工業的擴張也使得農業占總產出的比重不斷下降并接近于零，所以整個經濟生產函數最終可以用單部門Cobb-Douglas生產函數來刻畫。由于Cobb-Douglas生產函數要素分配份額不變，所以總勞動份額最終會收斂到α并恒定卡爾多曾經歸納發達國家經濟增長的六個程式化事實，要素相對分配份額保持不變是其中之一。參見： Kaldor N.，“Capital Accumulation and Economic Growth，” The Theory of Capital， Palgrave Macmillan UK， 1961.。與第二階段一樣，自雇者與企業生產的工業品替代程度、傳統技術的生產率和及企業的技術進步速度等，均會對勞動份額的上升速度以及收斂值產生影響。

綜上所述，我們的模型揭示了勞動份額隨經濟發展所呈現的U型變化規律，但與已有研究相比，我們的模型有三個本質區別：第一，工資率固定不變并不依賴于工資低于其邊際貢獻這一假定。第二，第二階段勞動力轉移以自雇者而不是農村勞動力向企業轉移為主。第三，拐點的出現并不依賴于剩余勞動力是否消失，而是取決于農業生產率是否持續提升。理論上講，解釋勞動份額U型變化的關鍵，在于解釋總勞動報酬慢于總產出增長所導致的勞動份額下降，以及總勞動報酬快于總產出增長所導致的勞動份額上升機理。已有研究用工業部門工資長期低于勞動邊際產出來解釋勞動份額下降原因，而在解釋勞動份額上升時，又假定了工業部門勞動邊際產出是下降的，這顯然不符合經濟理論與經濟發展的相關事實。因為勞動邊際產出遠低于工資并不符合企業利潤最大化要求，同時數據顯示，發展中經濟體人均資本存量隨人均收入增長而不斷提高是一種共同趨勢，所以除非全要素生產率出現倒退，勞動邊際產出下降與人均資本上升并不能并存。而我們在解釋勞動份額U型變化機理時，將工資率固定不變歸因于農業生產率長期停滯而導致的社會均衡工資率水平被“釘死”，同時將自雇者因素引入，說明總勞動報酬不變情況下總產出的擴張機理，這與經驗研究所發現的經濟發展過程中自雇者比重的變化模式是一致的。在解釋勞動份額由下降轉為上升機理時，并不要求企業勞動邊際產出下降，更符合經濟理論與經濟發展的事實。

三、 實證分析

由于眾所周知的勞動份額度量問題，使用跨國數據檢驗勞動份額與經濟發展的關系難度很大。在已有研究中，李稻葵等人用農業增加值占GDP比重代替自雇者收入對初始勞動份額進行調整，方法過于簡單。對于低收入經濟體，由于非農自雇者數量高于雇員數量，這種調整方法會導致勞動份額被嚴重低估。Maarek等人用制造業勞動份額而不是總勞動份額檢驗經濟發展與勞動份額之間的關系，盡管減輕了度量問題對實證分析結果的影響，但其結論能否擴展到整個經濟，仍需要進一步討論。在本節中，我們將運用新的數據實證分析勞動份額變化與經濟發展的關系，基于理論與實證分析結果，我們還將對中國勞動份額未來變化趨勢進行簡單的分析和判斷，以期提出合理的政策建議。

（一）計量模型

根據上節的理論分析，經濟發展中勞動份額U型動態演進的拐點取決于農業引入現代技術的時間；同時，自雇者收入比重及其演進也會對總勞動份額水平和變化拐點構成影響。限于數據原因，農業引入現代技術的時間難以直接刻畫，因而我們用第一產業比重來間接衡量。按照上節的理論分析，農業引入新技術的時間越早，勞動份額拐點的出現就越早。因此，當控制第一產業份額后，我們預期拐點出現的時期將會被推遲。因此，我們設定了以下的計量方程：

LSi，t=α0+α1pppi，t+α2ppp2i，t+α3asi，t+α4ssi，t+βi，t+εi，t（12）

式（12）中，LSi，t為經濟體i在t時刻的勞動份額；pppi，t為人均GDP；ppp2i，t為人均GDP平方；asi，t為第一產業份額；ssi，t為非農自雇者收入占GDP比重；i，t為一組控制變量；α0為常數項；εi，t為殘差。

（二）數據

Gollin提供了三種調整初始勞動份額的方法，其中第一種調整方法用雇員收入占GDP比重加上自雇者收入占GDP比重來調整勞動份額Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。這種調整方法在勞動報酬的界定上與我國國家統計局對勞動者報酬的界定最為接近。考慮到數據可得性以及與中國數據的可比性，我們采用了Gollin方法1來調整初始勞動份額。

根據聯合國國民賬戶體系（SNA），自雇者收入在SNA1968賬戶體系中被統計在私人與非法人企業的營業盈余賬戶，在SNA1993和SNA2008賬戶體系中則被統計在混合收入賬戶，聯合國相關年份的《民核算統計：主表與詳表》提供了部分國家私人與非法人企業營業盈余和混合收入數據。從這一數據來源中，我們根據Gollin方法1對初始勞動份額進行了調整，在此基礎上構造了一個包括52個國家和地區1970―2010年期間總勞動份額面板數據集。在我們的數據集中，所選取的國家和地區的數據至少在8年，既包括了發達國家，也包括了發展中國家，其中發展中國家的比重超過了一半。除勞動份額外，其他數據來源分別是：第一產業份額根據聯合國數據庫計算；非農自雇者收入占GDP比重為自雇者收入占GDP比重減去第一產業份額；人均GDP數據取自PWT8.1，為2005年不變購買力平價數據；回歸中所使用的控制變量為投資率、進出口總額占GDP比重，也取自PWT8.1。

表1給出了數據集不同發展階段雇員報酬占GDP比重和勞動份額的均值。其中，勞動份額1根據李稻葵等人提供的方法計算，勞動份額2根據Gollin方法1計算。可以看出，經過調整后的勞動份額1和勞動份額2均隨經濟發展呈現先下降后上升的U型動態變化特征。特別是勞動份額2，其U型特征較勞動份額1更為明顯。相比勞動份額2，按照李稻葵等人方法計算的勞動份額1明顯低估了總勞動份額，并且低于6000國際元和高于16000國際元階段的低估更為嚴重正如我們理論分析所表明的，經濟發展第三階段會存在一定數量使用現代技術的自雇者，所以李R葵等人的調整方法也會低估高收入經濟體總勞動份額。。

表1數據集不同發展階段勞動份額均值

人均GDP雇員報酬/GDP勞動份額1勞動份額20―60000.3050.5010.5966001―160000.3960.4680.520>160000.5070.5330.602資料來源：作者計算，其中勞動份額1根據李稻葵等人的方法計算，勞動份額2根據Gollin方法1計算

（三）估計結果

考慮到各個經濟體社會經濟技術環境的固有差異，我們使用了固定效應面板模型。由于勞動份額數據集中部分國家有年份缺失，所以參照李稻葵等人對樣本數進行了加權處理。表2報告了跨國數據的回歸結果，其中人均GDP的單位為千元。回歸結果表明，勞動份額與人均GDP之間存在著顯著的U型關系，在控制了第一產業份額、非農自雇者收入占GDP比重以及投資率、進出口總額占GDP比重后，U型關系仍然穩健。

回歸①是人均GDP及其平方項對勞動份額的回歸結果。我們看到，系數估計結果均在1%水平下顯著，人均GDP的系數為負，其平方項為正，顯示出人均GDP與勞動份額之間存在U型關系。根據系數估計結果推算，其拐點大約在6728國際元左右。按照2000年不變價換算，回歸①所估計出的拐點大約為5850國際元，與李稻葵等人所估計的6000美元的拐點位置非常接近。回歸②報告了控制第一產業份額的回歸結果。我們看到，系數估計結果均在1%水平下顯著，但拐點位置較回歸①發生了變化。根據估計的系數值推算，控制第一產業份額的勞動份額變化拐點大約在8142國際元左右，比回歸①高了1400多國際元。回歸③加入了非農自雇者收入占GDP比重，系數估計值同樣在1%水平下顯著，根據回歸結果所推算的勞動份額拐點大約在6343國際元，比回歸①低了近400國際元。回歸④同時控制第一產業份額和非農自雇者收入占GDP比重，所估計出的勞動份額拐點大約在7952國際元左右，比回歸①高了1200多國際元。與李稻葵等人的發現一樣，我們發現投資率對勞動份額的影響為負，而進出口總額占GDP比重并沒有顯著影響，見回歸⑤。上述結果表明，勞動份額隨經濟發展存在著先下降后上升的U型動態變化規律，但農業發展狀況和自雇者收入占GDP比重會對拐點位置產生影響，并且前者比后者的影響要大得多。回歸結果符合理論分析的主要結論。

從理論上講，并不能排除人均GDP及其平方項是內生變量的可能性。比如，根據劍橋經濟學派的主要思想，勞動收入者與資本收入者的消費傾向是不同的，一個較高的資本分配份額將推動投資增長，進而使收入分配越來越向資本傾斜。鑒于已有研究并沒有考慮勞動份額與人均GDP之間的雙向因果聯系，我們使用了System GMM方法對模型④進行重新檢驗，結果報告在回歸⑥中。過度識別檢驗和二階序列相關檢驗表明，System GMM估計結果有效。我們發現，相比回歸④，回歸⑥的變化并不大，估計值仍然在1%水平下顯著。因此，實證檢驗結果是穩健的。

（四）中國數據的比較分析

2007年，我國人均GDP接近6700國際元，2009年則超過了8000國際元。根據跨國樣本的回歸結果，我國勞動份額應該在2008年前后出現拐點，但根據國家統計局公布的收入法GDP數據計算，我國勞動份額在2010年之后并未出現明顯的上升趨勢。是中國勞動份額變化不符合U型規律，還是存在著推遲拐點出現的因素？下面，我們根據理論分析和實證分析的結論，通過與跨國數據的比較分析，從第一產業份額和非農自雇者收入占GDP比重兩個指標及其變化來判斷我國勞動份額的變化趨勢。

我們的理論分析表明，結構轉型第二階段的勞動力轉移以自雇者向企業轉移為主，而拐點的真正出現取決于農業生產率是否持續提升。結構轉型的上述特點，意味著在勞動份額拐點出現前，非農自雇者收入比重會因自雇者大量轉變為雇員而迅速下降；拐點出現后，由于社會均衡工資率持續提升，非農自雇者收入比重的下降速度將會減緩，而由于更多自雇者采用了現代技術，其收入比重甚至可能上升。與之相對應，在勞動份額拐點出現前后，第一產業份額的變化也將呈現由快速下降轉變為緩慢下降的特點。

表3給出了數據介于人均GDP4000國際元到9000國際元之間不同階段第一產業份額的均值。由表3可以看到，在勞動份額拐點出現后，第一產業份額出現了快速下降，由6000―7000國際元區間的12.9%迅速下降到7000―8000國際元區間的8.9%，下降幅度達4個百分點。而在拐點出現前的更早階段和拐c出現后的更晚階段，第一產業份額下降幅度卻小得多。

表4給出了2006―2009年我國第一產業份額和人均GDP數據。我們看到，2006年我國人均GDP為6155國際元，第一產業份額為11.1%；2009年人均GDP增加到8569元，但第一產業份額仍然高達10.3%，4年間僅下降了0.8個百分點，遠遠低表3人均收入水平類似階段跨國樣本第一產業份額均值的下降幅度。這說明，這一階段我國農業生產率水平的提升，遠遠低于相同發展階段其他國家的平均水平。就最近幾年我國第一產業份額的變化來看，盡管人均GDP繼續快速增長，但2005年我國第一產業份額仍然高達9%，所以從這一指標來看，勞動份額拐點出現的條件尚不完全具備。

由于我國并沒有進行混合收入統計，需要獨立估計出非農自雇者即個體工商戶收入占GDP比重。圖1給出了李琦所估計1995―2007年期間我國非農自雇者收入占GDP比重李琦：《中國勞動份額再估計》，載《統計研究》，2012年第10期。。我們看到，從1999年開始，我國非農自雇者收入占GDP比重持續快速下降，符合勞動份額拐點出現前非農自雇者收入占GDP比重的變化特征。

由于缺乏足夠的數據，我們無法估計2007年之后非農自雇者收入占GDP比重，這里通過城鎮個體就業人數占城鎮就業人數比重的演變來間接評估這一指標的變化。圖2給出了1999―2013年城鎮個體就業人數占城鎮就業人數比重的變化情況。由圖2，我國個體就業人員占城鎮就業比重從1999年開始下降，2004年起開始回升，2008年后加速回升。到2013年，我國個體就業人員占城鎮就業的比重達到16.1%，較2007年提高了近6個百分點。盡管我們不能肯定當前個體工商戶（非農自雇者）收入占GDP比重出現明顯回升，但可以肯定的是，非農自雇者收入占GDP比重下降速度在減緩。所以從這個指標來看，勞動份額拐點出現的第二個條件已基本具備。

結論

在本文中，我們從理論和實證兩個方面研究了經濟發展過程中勞動份額的演變規律，力圖深化對這一問題的認識。此前，很少有研究關注初級分配結構與經濟發展之間的關系。本文對已有研究做出了新的拓展，揭示了經濟發展與勞動份額之間U型關系的內在機理，指出了農業生產率持續提升是勞動份額實現由下降轉為上升的基本前提。這一發現有助于我們理解發展中國家初次分配結構不斷惡化的主要原因，對于我國優化收入分配、推進共享發展具有重要的指導意義。

從近年來勞動份額及其變化來看，當前我國正處于拐點出現前后的過渡階段，但數據表明，農業發展的滯后阻礙了勞動份額拐點的真正出現。由于我國土地所有制性質，長期以來我國農業的規模化集約化經營難以實現，導致了農業生產率的提升較為緩慢。因此，要推動勞動份額變化拐點的盡快到來，必須給予農業以足夠的重視。我們注意到，“十三五”規劃提出了“推動實現多種形式的農業適度規模經營”，這比“十二五”規劃所提出的“發展多種形式的適度規模經營”更進一步。如果這樣的目標能夠達成，勞動份額的拐點將會很快出現，推動居民收入增長和經濟增長同步、勞動報酬提高和勞動生產率提高同步就會有更為堅實的基礎。

參考文獻：

[1] 李稻葵，劉霖林，王紅領. GDP中勞動份額演變的U型規律[J]. 經濟研究，2009（1）。

篇2

中風發病機制的研究顯示中風后的腦損傷之怒過是顱外病變的延續和后果。頸部頸動脈病變的發生發展規律遂成為臨床研究所關注的熱點。早期診斷治療頸部頸動脈病變目前已改變了缺血性中風的病程。通過早期診斷和早期手術治療，使中風從不治成為可治，從可治成為防治。

病因：一、顱外頸內動脈的上行性栓子：臨床最多見，占50%~60%。主要起因于脈粥樣硬化斑快狹窄潰瘍，其好發部位絕大多數位于頸內動脈起始段2cm范圍內（占70%~85%）。二、心源性栓子：約占40%，主要起因于特發性心房纖顫，其他有心臟手術，心臟病等。三、其他少見原因：頸動脈順損傷，巨長頸內動脈等。

發病機制：一、動脈粥樣硬化斑塊好發于頸內動脈起始段，此系由于頸總動脈在頸動脈竇區分叉分流，70%流入頸內動脈，30%流入頸外動脈。血流進入頸內動脈之初，延期內側壁呈層流快速前進，而在其外側壁出現血流旋渦停滯不前，故在頸內動脈內側壁區呈高流速，高剪應力而不易產生斑塊，但延其外側壁呈低流速，低剪應力的血流旋渦區則成為斑塊的好發部位。所以動脈硬化時，粥樣硬化斑塊最常見于頸內動脈起始端外側壁的2 cm局限范圍內。二、粥樣硬化斑快促使頸內動脈局部內膜增厚，并易出現潰瘍面。在潰瘍處內膜下層分泌一些物質如膠原及凝血VII 、IX 、XII因子促使凝血酶形成。后者和纖維蛋白原與粘附在潰瘍面上的血小板共同導致血栓的形成，遂是動脈官腔在狹窄基礎上更加狹窄。而且從血栓形成處會脫落小的凝血塊構成小的栓子順血流入腦，從而發生TIA，甚或腦梗塞。三、凝聚的血小板本身亦釋放一些顆粒物質如血栓素（TXA）促使Ca++從血小板釋出，并與血小板膜的一些糖蛋白如IIb、 IIIb 、I a、Von、 W?illebrand因子及纖維蛋白原等結合構成血小板粘附的因素，進一步加速血栓形成。

四、頸內動脈血栓形成過程：第一期, 血小板粘附于粥樣硬化斑塊潰瘍面上， 引起中纖維蛋白很少，易破裂脫落產生小栓子入腦，導致TIA；第二期，被圍困在纖維蛋白網內的紅細胞形成的紅血栓，疊-附于白血栓上形成混合性血栓。亦會脫落較大的碎塊產生大塊栓子入腦，阻塞較大的血管，導致腦梗塞；第三期，斑塊和混合性血栓繼續發展使頸內動脈管腔接近閉塞狀態時，血流受阻停滯，與狹窄遠側管腔內紅細胞積聚而形成郁滯性血栓，逐步向遠側段展延擴散，產生順行血栓可直達顱內，使整個頸內動脈完全閉塞。但郁滯性血栓擴展至眼動脈出口處平面時，可能受來自頸外動脈系分支（顳淺動脈、面動脈）與眼動脈之間的側支循環的影響而停止向上擴展，從而保證了側支循環的一個可能來源，預后較好。 否則，如血栓繼續并越過眼動脈開口處平面，甚至更越過了大腦前交通動脈開口處阻斷了來自對側腦前動脈的第二個側支循環來源，則預后惡劣。蓋因側支循環來源斷絕之際，血栓擴展至腦末梢動脈時，勢將阻塞腦實質內的穿通支，從而引起廣泛的腦梗塞而致死。郁滯性血栓亦會脫落碎屑產生栓子。凡栓子入腦在微血管中均會造成動脈內膜損傷而形成新的潰瘍，導致第二站繼續發生多發灶。

病理癥象：腦梗塞并非單純血管腔的阻塞及其遠側端的組織壞死，而且因伴隨周圍星形細胞水腫致其影響越出壞死區的范圍 。

一、腦血流量減少和供氧不足導致星形細胞損害：腦耗氧量占全身可供利用的總氧量的18%，其中95%用以供應腦細胞必需的能量。當腦血流量明顯減少（在急性腦梗塞時>80%）時，線粒體不能保證星形細胞內ATP的合成，遂至細胞內能量缺乏。

二、星形細胞水腫早期出現：細胞內氧分壓（PO2）下降導致細胞內K+外流和Na+、Cl-進入。這種鈉泵障礙導致細胞內水腫，而且在起病后1~3小時內早期出現，至24小時達高峰，持續72小時左右。

三、細胞生化代謝障礙：腦缺血后早期出現腦磷脂破壞，其機制有二：過氧化和磷脂酶激活。（1）過氧化釋放大量自由基（活性氧），主要有過氧化陰離子（O2-）、氫氧自由基（.OH），以及單線態分子氧（O2）過氧化氫（H2O2）及脂類過氧化物等。自由基激活磷脂酶，侵襲未飽和脂肪酸，釋放出過氧化的中間代謝物。（2）腦缺血后復流早期Ca++大量流入細胞內，（鈣泵障礙），可達正常濃度200倍。Ca++激活磷脂酶A，導致腦磷脂水解，釋放大量花生四烯酸。后者破壞環氧合酶降解后釋出PGF2a（縮血管物質）、血栓素TXA（促微血栓物質）；被脂氧合酶降解后釋放出白三烯。這些物質均嚴重損害細胞膜。

四、腦缺血后復流：由于吻合支的開放和栓子本身纖維蛋白溶解或栓子向遠側遷徙，腦缺血后復流失可能出現高流量充血現象，導致梗塞灶壞死軟化區中心出血（紅色梗塞灶）。

五、壞死灶周圍半暗區（Penombra）：梗塞灶周圍存在水腫抑制區，稱為半暗區，其局部腦血流量明顯減少（20~25ml/100g/分），但細胞尚未死亡，處于功能抑制狀態。通過治療復流和供養，爭取此區的功能恢復，為主要治療目的。

臨床診斷方法：一、頸部聽診：頸內動脈狹窄>50%時可聽到收縮期雜音（下頜角平面），>80%時雜音消失。二、多普勒效應觀測頸內動脈血流方向和速度。三、適時B超顯示頸部頸內動脈狹窄程度和血栓形成范圍。四、數字減影血管造影（DSA）顯示全腦血管判明多處血管狹窄。五、CAG：明顯頸內動脈狹窄程度和范圍。六、CT：顯示低密度灶大小、部位。七、區域性腦血流量測定。

臨床外科治療：頸部頸內動脈膜切除術：TIA后立即進行上述早期診斷方法檢查，一旦發現單側頸部頸內動脈起始端存在局限性病變，宜及早進行動脈內膜切除術，收效最佳，可預防進一步更嚴重的腦梗塞發生。手術死亡率70歲組為1.18%。

一、手術適應癥：（1）0級、無癥狀性頸部雜音，可偶然發現；（2）I級、TIA，PRIND；（3）III輕級、完全型中風輕偏癱；（4）III重級、完全型中風偏癱；（5）II級、進展型中風偏癱。凡0、I級屬預防性手術，屬絕對適應癥，療效佳；III輕級屬相對適應癥，效遜；III重級、II級一般屬禁忌，效差。

二、手術禁忌癥：（1）半年內有心肌梗塞史；（2）嚴重高血壓未控制；（3）并發癥；（4）嚴重衰老癡呆；（5）合并存在顱內病變；（6）肝、腎功不全，糖尿病等。

三、遠期治療效果：術后5年存活：、0、I、III輕組為86%；III重組、II組為55%。術后遠期死亡原因：心肌梗塞占72%，中風僅占16%。

四、存活質量：術后5~18年隨診結果：0、組80~90%癥狀完全消失，TIA復發者為4.5%，而非手術組為29%。

篇3

自從2005年7月21日中央銀行實行人民幣匯率形成機制改革以來，國內外學界對人民幣幣值今后的變動趨勢又展開了又一輪激烈的討論。國內外的研究成果大多認為人民幣匯率水平低估。根據這樣的研究結論,人民幣升值是必然趨勢，其理論依據主要是國際收支理論和購買力平價理論。

但更有持人民幣不會繼續升值的觀點，理論依據是目前中國存在貨幣超額供給現象，貨幣超額供給與本幣升值同時存在不可能是長期現象；從國內市場要素的課的性分析了人民幣幣值在中長期內如果升值將不利于中國優化產業結構，提升在國際市場上的競爭力；認為中國的要素價格偏低，不應靠本幣升值來解決國際收支順差。本人也持后一種觀點，理由在于：1.中國的經濟增長模式改變將會減緩經濟的增長速度，進而影響匯率，使匯率下跌。2.中國的外匯儲備運用會日趨合理化，從而減輕本幣升值壓力。3.從利率平價的角度分析，人民幣匯率中長期內有貶值的趨勢。盡管由于升值預期、國際儲備順差繼續增加、中國的GDP高速增長等原因，在短期內人民幣幣值可能還會繼續上升。

二、理論上本幣貶值對經濟的影響

一國匯率從表面上看是一種貨幣現象，實質上是一國經濟狀況的體現，幣值的高低反過來又會對該國經濟產生舉足輕重的影響。人民幣幣值的中長期貶值趨勢對我國經濟也會產生重大影響。本文從它對西部省份貴州的影響進行分析。

從理論上講，匯率貶值會對經濟產生以下兩方面的影響。

1.匯率下降的收益表現在以下幾點。(1)匯率貶值可以降低出口商品的價格，提高出口競爭力，中國的對外貿易依存度不斷提高，已達到80%，遠遠超過發達國家水平，成為世界上貿易依存度最高的國際，可見對外貿易尤其是出口對國內經濟發展的貢獻是至關重要的，如果出口增加，出口創匯增加就會使GDP增加;(2)匯率貶值可以降低FDI的成本，更有利于吸引海外資金流入境內;(3)會提高國內就業水平，出口的增加會增加就業崗位，同時FDI的增加也會增加就業崗位，解決更多的失業問題。2005年普通高校的初次就業率達到73%，算上農民我國失業率高達20%。可見，增加就業成為國內扼待解決的一個問題。

2.匯率下降也會帶來成本。(1)人民幣貶值會使進口商品價格提高。中國進口的產品接近半數屬于來料加工和來件裝配，能源和原材料，技術含量較高的化學制品以及機械和交通設備等制成品的比重也是逐漸上升的，這些產品都是缺乏價格剛性的。本幣貶值將使進口成本增加。(2)本幣貶值將在一定程度上制約境外投資。因為匯率升值直接導致境外直接投資成本增加，在收益率不變的情況下，實際收回的本幣利潤將減少。

貴州屬于西部省份，盡管開放程度不高，但在未來的發展過程當中，會抓住西部大開發的機遇，盡快實施“引進來和走出去”發展策略，溶入世界經濟的環節中去。毫無疑問，本幣幣值降低也會對其經濟產生影響。

三、貴州省經濟狀況及經濟發展展望

貴州經濟發展又具有全國其他地區無法比擬的優勢。

1.是貴州的資源稟賦優勢。貴州有豐富的旅游資源、生物資源、礦產資源和水能資源。而目前形成的旅游產品多為觀光型產品，能適應高消費層游客的度假型、文化型產品仍然不足，海外游客所占的比重小。生物資源如“貴州三寶”尚未形成自己的品牌優勢，尚未走出國門。該省還有豐富的磷、鎂、鋁、重晶石等礦產資源。但大部分資源都未充分開發利用。據悉，貴州是長江以南最大的煤炭產地。截至2004年末，貴州煤炭利用量占累計探明貯量的比例僅為14.25%，開發潛力巨大。貴州憑借其優越的水能資源，要承擔西電東送的任務。

2.區位優勢。貴州地處西南部，是祖國西南部的重要交通樞紐。要充分利用該優勢來發揮過境經濟效益、輸出經濟效益和吸收經濟效益。但到目前為止，由于交通基礎設施落后，這些效益都未能得以實現。

3.生產力布局。貴州傳統生產形成煙酒產業，三線建設形成了航天、航空、電子產業，資源稟賦形成煤炭、磷礦、鋁錠產業和西電東送形成電力產業等。

通過以上分析可知，一方面貴州省具有諸多其他省份無法比擬的優勢，而另一方面，貴州的經濟發展又是全國最落后的。由于歷史原因，貴州經濟基礎薄弱，2003年貴州GDP為1344億元，人均GDP為3500元。而同期全國GDP為9030元，貴州只占全國人均GDP的38.7%，在全國排列為倒數第一。全國財政收入同樣處于掛末的位置。

究其原因，主要表現為以下幾點:(1)人口眾多。2003年末，貴州比全國每平方公里多出85人。并且在貴州總人口中，農業人口比重較大，占總人口的85%，大大高于全國58%的水平。(2)基礎設施差。交通運輸發展仍然滯后，目前，近四分之一的鄉村還不通汽車，有的鄉村還未通水通電，人畜飲水尚未解決；小城鎮建設滯后，建筑、道路、供水、排水、供電、供氣等還不夠完善和健全。(3)教育科技落后。科技投入少，科技人才缺乏。最根本的原因還是資金的缺乏。

貴州省正抓住西部大開發的機遇，加快基礎設施建設；加快產業結構調整；改善投資環境，大力吸引境外資金流入，解決制約經濟發展的資金缺口；利用貴州的資源稟賦優勢，加大對外貿易的發展，尤其要努力擴大出口。這是貴州經濟發展的中長期目標。

四、人民幣貶值對貴州經濟發展的影響

人民貶值會對其產生一些積極和消極的影響。會吸引更多的FDI。貴州經濟落后一個主要原因就是資金的缺乏。本幣貶值使外資進入的成本降低，伴隨著貴州投資環境的改善，自然會吸引更多的境外資金流入，從而解決該省在基礎設施建設、資源開發、產業結構升級等領域急需的資金問題。有利于貴州出口貿易的增長。貴州出口商品中農副產品和原材料等初級產品比重還比較大，工業制成品的出口比重雖然呈不斷上升趨勢和，但質量和檔次仍比較低，附加值不高。要想在國際市場上取勝，價格優勢是一個關鍵因素。所以，在本幣貶值的情況下，有利于該省出口量的增加。本幣升貶值有利于改善這個農業大省的就業狀況。境外直接投資的增加和貿易出口量的增加會創造出更多的就業崗位，既可以解決高學歷人口的失業問題，也可以安置很多農村潛在的失業人口。這對于一個經濟落后的農業大省而言尤為重要。同時，本幣貶值也會對貴州經濟發展產生一些消極影響，譬如進口原材料的成本提高等。但總體而言，收益是大于成本的。

五、結論

篇4

【關鍵詞】 高血壓；植物神經功能；動態血壓；心率變異性

Relationship of blood pressure variaty regulation and plant nerve function in patients with primury hypertension LI Xiao-zhu,CHEN En,FENG Pei-lan.The Ceatral People's Hospital of Zhanjiang City,Zhanjiang 524037,China

【Abstract】 Objective To understand the relation ofblood pressure variety regulation and plant nerve function in patients with primary hypertension．Methods Choosing hypertension sufferers (observation set) and normal blood pressure(matched control), 110 cases for each，carrying on 24 hours dynamic state blood pressure and dynamic state electrocardiogram check synchronously，on checking against analysis to two sets of each parameter of sufferers．Results ①Each parameter of dynamil blood pressure in dservalion obviously higher than in the matched control (P＜0．05～0．001)，it reflected for 24 hours，various SDNN of frequency composition was high in the heart rate variation or obviously higher in matched control (P＜0．05～0．001)，mainly reflected the LF,LF/HF was higher than in the matched control(P＜0．05)， main reflection the HF of the pneumogastric nerves tension was low in the matched control (P＜0．05～0．001).②The nighttime blood pressure descend a rate to turn down (P＜0．05).In the heart rate variation index sign，in addition to comparing with nighttime，the SDNN daytime increased，other index signs had no obvious difference.But each index sign of HRVin matched control in dynamicblood pressure day and night,the regulation presented a good relativity variety．Conclusion The hypertension patient′s pneumogastric nerves function is dual damaged，expressing turn down for the HRV with day and night regulation disappeared. It is considered that we should pay attention to declining the blood pressure actively，also should consider plant nerve function damage.

【Key words】 Hypertension；Plant nerve；Function and give some managements Dynamic state blood pressure;Heart rate variation

心率變異性（HRV）是反映心臟自主神經功能的重要指標，自主神經功能正常對維持適當的血壓具有重要的意義。為了解高血壓病患者自主神經功能及血壓的變化規律，為臨床治療提供理論依據，我們應用動態心電圖和動態血壓對高血壓病患者和血壓正常者進行同步檢測，并對兩組患者各參數進行對照分析。現報告如下。

1 資料與方法

1．1 對象 選擇符合WHO 1999年診斷標準的原發性高血壓患者（觀察組）110例作為研究對象，年齡40～76歲，平均年齡（56．6±4．04）歲；其中男72例，女38例。另選110例血壓正常者作對照（對照組），年齡43～76歲，平均年齡（55．8±5．32）歲；其中男75例，女35例。兩組年齡、性別相比差異無統計學意義。經詢問病史、體檢、UCG、ECG及實驗室檢查排除繼發性高血壓、風心病、冠心病、糖尿病、甲亢、心電圖為竇性心律并除外束支阻滯、Ⅱ度以上房室傳導阻滯、病態竇房結綜合征患者。所有患者均未用影響HRV的藥物。

1．2 方法 ①動態血壓測定：采用美國Spacelab 90207無創性動態血壓監測儀，受試者處于日常生活狀態下，測壓間隔時間白天（6：00～22：00）15 min，夜間（22：00～6：00）30 min，如果24 h內有效的監測次數少于應獲得次數的80%的患者，則隔日重測。有效血壓讀數標準：收縮壓70～260 mm Hg，舒張壓40～150 mm Hg。統計指標包括：24 h平均收縮壓、舒張壓；白天平均收縮壓、舒張壓；夜間平均收縮壓、舒張壓；夜間收縮壓、舒張壓下降率。②HRV測定：采用美國Centery 3000 Holter 分析系統，所有患者均行3導聯（CMV5、V1、CMF）動態心電圖檢查，各種心律失常及ST-T改變均經過人工校正，剔除非竇性心搏。統計指標有：24 h SDNN、LF、HF、LF/HF；白天SDNN、LF、HF、LF/HF；夜間SDNN、LF、HF、LF/HF等。

1．3 統計學方法 所有資料數據均輸入計算機，用Microsoft Excel進行處理，計量資料用均數±標準（x±s）表示，采用t檢驗。

2 結果

2．1 兩組動態血壓比較 見表1。

2．2 兩組HRV比較 見表2。

2．3 高血壓組HRV晝夜比較 見表3。

2．4 正常組HRV晝夜比較 見表4。

3 討論

自主神經功能紊亂和交感神經活性增加在原發性高血壓的發病機制中起著重要作用，心率變異性分析是評價交感-副交感神經系統功能及其平衡狀態的重要指標。我們應用動態心電圖和動態血壓對高血壓病患者和血壓正常者分別進行同步檢測，結果發現：觀察組動態血壓各參數均明顯高于對照組（P＜0．05～0．001），其反映24 h心率變異中各種頻率成分的SDNN明顯低于對照組（P＜0．01），主要反映迷走神經張力的HF低于對照組（P＜0．05），主要反映交感神經活性的LF高于對照組（P＜0．05），反映交感-迷走神經系統平衡狀態的LF/HF比值高于對照組（P＜0．05）。表明高血壓病患者交感-迷走神經功能不均衡下降，而交感神經相對興奮。本組資料中，同步檢測的動態血壓結果也顯示：觀察組心率明顯高于對照組（P＜0．05～0．01），進一步證明上述結論。

自主神經功能與血壓波動有著密切的關系。正常人24 h動態血壓曲線呈“雙峰雙谷”的長柄勺形，晝夜血壓有一定節律，即夜間血壓較白晝血壓下降，下降率＞10%。動態血壓的這種晝夜節律變化主要受交感-迷走神經系統的平衡機制影響，高血壓病患者自主神經調節系統平衡失調，交感神經活動增加，從而導致血壓的正常晝夜節律消失。本資料結果顯示：觀察組夜間血壓下降率減低，與對照組比較，有顯著性差異（P＜0．05）。其心率變異性指標中，除SDNN白晝較夜間增高外，其他指標無明顯差異。而對照組HRV各指標則與動態血壓晝夜節律呈現出良好的相關性變化。

Singh等[1]對119例男性和125例女性患者隨訪4年后發病的高血壓病患者，對與高血壓有關因素進行多因素分析發現HRV低頻與高血壓的發生密切相關，在高血壓的早期甚至還沒有發生高血壓時就已經存在，低頻可能參與了原發性高血壓的始動因素。陳寶仙等[2]對113例原發性高血壓病患者進行48 h動態心電圖監測，結果發現，SDNN、SDANN、SDNNi及rMSSD與無癥狀性心肌缺血密切相關。彭應心等[3]在對70例高血壓病男性患者的HRV與高血壓左室重構關系研究中發現交感與副交感神經的雙重損害參與了高血壓的左室重構機制，且其損害程度可能伴隨左室重構過程的進行而加重。本組資料及相關的研究結果均表明高血壓病患者交感、迷走神經功能雙重受損，表現為HRV減低和晝夜節律消失。提示臨床在治療上除積極降壓外，還應考慮自主神經功能的受損情況，給予相應的處理，才能收到較好的療效。

參考文獻

1 Singh JP．Reducted heart rate variability and new-onset hypertension：insingts into pathogenesis of hypertension．Hypertension,1998,32:293．

篇5

第二條、公司招股說明書、年度報告、中期報告等公開披露信息中的凈資產收益率和每股收益應按本規則進行計算或披露。

第三條、公司編制以上報告時，應以如下利潤表附表形式，分別列示按全面攤薄法和加權平均法計算的凈資產收益率及每股收益。

－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－

｜                               ｜    凈資產收益率  ｜    每股收益      ｜

｜        報告期利潤              ｜－－－－－－－－－｜－－－－－－－－－ ｜

｜                               ｜全面攤薄｜加權平均｜全面攤薄 ｜加權平均｜

｜－－－－－－－－－－－－－－－－ ｜－－－－ ｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜

｜主    營    業    務    利    潤｜        ｜       ｜        ｜       ｜

｜－－－－－－－－－－－－－－－－  ｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜

｜營          業        利      潤｜        ｜       ｜       ｜        ｜

｜－－－－－－－－－－－－－－－－  ｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜

｜凈            利              潤｜        ｜       ｜       ｜        ｜

｜－－－－－－－－－－－－－－－－  ｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜－－－－｜

｜扣除非經常性損益后的凈利潤        ｜       ｜        ｜       ｜        ｜

 －－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－－

第四條、全面攤薄凈資產收益率和每股收益的計算公式如下：

全面攤薄凈資產收益率＝報告期利潤÷期末凈資產

全面攤薄每股收益＝報告期利潤÷期末股份總數

第五條、加權平均凈資產收益率（ROE）的計算公式如下：

                       P

ROE＝——————————————————————

         E0＋NP÷2＋Ei×Mi÷M0－Ej×Mj÷M0

其中：P為報告期利潤；NP為報告期凈利潤；E0為期初凈資產；Ei為報告期發行新股或債轉股等新增凈資產；Ej為報告期回購或現金分紅等減少凈資產；M0為報告期月份數；Mi為新增凈資產下一月份起至報告期期末的月份數；Mj為減少凈資產下一月份起至報告期期末的月份數。

第六條、加權平均每股收益（EPS）的計算公式如下：

                       P

EPS＝————————————————————

          

S0＋S1＋Si×Mi÷M0－Sj×Mj÷M0

其中：P為報告期利潤；S0為期初股份總數；S1為報告期因公積金轉增股本或股票股利分配等增加股份數；Si為報告期因發行新股或債轉股等增加股份數；Sj為報告期因回購或縮股等減少股份數；M0為報告期月份數；Mi為增加股份下一月份起至報告期期末的月份數；Mj為減少股份下一月份起至報告期期末的月份數。

第七條、公司在編制比較財務數據時，上期凈資產收益率和每股收益應按此規則進行計算。公司招股說明書、年度報告、中期報告等公開披露文件正文應包括這些指標的計算過程，摘要可省略計算過程。

第八條、公司公開列示的凈資產收益率或每股收益指標均應引自經審計或審核（若規定需要）的財務報告，注冊會計師應檢查這些指標計算的真實性、準確性和完整性。