導語：如何才能寫好一篇糾結的句子，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

1、假如人生不曾相遇，我還是那個我，偶爾做夢。

2、短暫的瞬間，漫長的永遠。人的寂寞，有時候很難用語言表達。

3、人在最悲痛、最恐慌的時候，并沒有眼淚，眼淚永遠都是流在故事的結尾，流在一切結束的時候！

4、糾結、無奈、落寞、陰暗的天空，黯淡的內心、如果還有機會重來的話、假如時光倒流、空虛……不明白你為什么要找這些詞語，不過還是寫了些…如果你實在是不好，就聽聽的歌曲，以毒攻毒，也許會好些……要不就找點自己以前喜歡做的事情做一下，忙起來就不會胡思亂想了，不胡思亂想心情相對就好些了

5、灑脫，是我一直不能做到的。

6、這樣的自己或許就是最齷齪的吧。

7、摘不到的星星總是最閃亮的，錯過的電影總是最好看的，失去的總是最想得到的的，為什么不好好珍惜現在的？

8、糾結到不能糾結了，就這樣郁悶著吧。

9、每當我看天的時候我就不喜歡再說話每當我說話的時候我卻不敢再看天。

10、如果某一天，你耳邊不再有人說煩，討厭；不再有人炫耀自己聰明。

11、這城市里，每個人都過著相似的生活，只是擦肩而過的那一刻，你不知道他的不快樂是因為什麼。

12、如果說美貌是推薦信，那么善良就是信用卡！一晃神，一轉眼，我們就這樣垂垂老去。有時候人能不思考卻是一種莫大的幸福。

13、不要因為結束而哭泣，微笑吧，為你的曾經擁有。

14、寂寞的人總是會用心的記住他生命中出現過的每一個人，于是我總是意猶未盡地想起你在每個星光隕落的晚上一遍一遍數我的寂寞。

15、不要由于完畢而抽泣，笑容吧，為你地曾經具有。

16、你忙，忘了我需要人陪；你忙，忘了我會寂寞。

17、多事情，是需要親身體驗才有切膚之感的。

18、如果不這樣，我不知道還能怎樣活著。

19、不是我選擇了堅強，而是堅強選擇了我。不是我想要堅強。現實沒有給我什么退路。

20、每天只能偷偷的看著你真的好喜歡你但是又不知道如何開口！只能默默的注視著你！看著你的一舉一動一顰一笑！()讓我迷醉在其中…到底是否開口向你傾訴我對你的愛戀！但是真的不知道用什么語言能表達出我的愛

21、感情泛濫的世界還有我的存在嗎？

22、能沖刷一切地除了眼淚，就是時間，以時間來推移豪情，時間越長，抵觸越淡，似乎一杯不時稀釋地茶。

23、人只有一輩子，其實沒必要去太過份苛求什么。

24、你的世界始終不需要我參與。

25、你要的，當時是我不懂的。

26、默然的笑著，卻不知道心里再想什么，不想看，不想聽。什么都沒有意義了吧。煢煢孓立，形影相吊。冷了，死了。

27、很偶爾的，你會找我，聯系我，你的突然出現，還是會挑撥我的心弦。只是，我也學會對你偽裝了，不冷不熱，不咸不淡，笑得沒心沒肺，也不會再流那廉價的眼淚了。然后聽你輕輕地說：“你變了。”

28、過去的一頁，能不翻就不要翻，翻落了灰塵會迷了雙眼。你的眼睛，是我永生不會再遇的海。你要的，當時是我不懂的。

29、人生的真理，只是藏在平淡無味之中。

篇2

2、在每一個宿醉的清晨，那種悔恨，那種自責，那種一定要戒酒的決心我都害怕；在每一個寂寥的深夜，那種狂妄，那種自信，那種一定要賜人一醉的氣勢我都不知道自己是誰。

3、昨天戒酒第二天，又喝成了狗。人在江湖，身不由己。今天難受了一整天，又下決心要戒酒。但是時間長短不一定受控，不主動喝但有一些被動不可避免。

4、翻看日歷，已經一個禮拜沒有喝酒了，之前的兩場宿醉已經下決心戒酒，不想醉生不能夢死，白水最長情。

5、戒是一種承諾，是個決心和選擇。戒酒，戒煙、戒毒、戒賭或戒肉等等是一種方法，用來自我管理，體現自己的人生價值觀，規范自己做人的原則、底線和標準，為自己的人生生活減少煩惱之源，節約資源、為自己的心靈創建。

篇3

2、一見傾心愛無悔，為卿癡狂為卿醉。怎奈佳人本無意，我心已死墜輪回。

3、臨高樓，雨濕面，云中身影卻不見?？葑?，未見你來。

4、身無彩鳳雙飛翼，心有靈犀一點通。

篇4

奶瓶是人生命中最初的一個杯具，是母親無微不至的愛。當我們嗷嗷哭喊時，母親總是第一個聽到的，也是第一個把乳味濃濃的奶瓶遞給我們的。如今，誰還記得最初最沉重的奶瓶？誰還記得自己收到的第一份愛？

當我們擁有自己獨立的思想后，便開始愛上可樂瓶，追求濃烈的味道，追求暴烈的個性。不知不覺間，父母的愛已經不能再左右我們了，他們的愛總是在我們叛逆大腦的后面。同學之間的友情，男孩與女孩之間朦朦的愛，追逐夢想的激情，合在一起就像刺激的可樂，永遠裝在那狂野年代的杯具里。

一天，我們最終擺脫了父母強大的引力，擺脫了細細的風箏線，化作蒼鷹去征服蒼穹，徒留父母在家中暗暗悲傷。這時，我們愛上了喝酒，也愛上了高雅的酒杯。習慣用酒精來麻痹自己，習慣了舉著酒杯邀著明月的豪情，也習慣了這混亂的世界，更習慣了在這混亂的世界中拼命。

不知不覺間，啤酒肚越來越大，我們做了別人的父母，徹底忘記了自己的父母。平平淡淡的生活如一碗平平淡淡的茶，無論自己走到哪里，都喜歡帶上茶色的玻璃杯具，隨地打開瓶蓋，隨地暢飲生活的濃香。到那時，什么都淡了，唯獨喜歡的，大概是孩子嬉笑著圍著自己轉，不斷為他們擔心這個那個。自己的事業成功了，不用像以前一樣奔波了，可以好好品味一下手中茶水，細細欣賞一下手中的茶杯了。

當父母歸西了，我們也知道自己離那個世界也近了。轉過頭，還要為自己兒女的婚事操心，還有為他們的將來操心。自己沒有少年時的狂野，喝不起刺激的可樂了；自己沒有青年時的活力，喝不起美味的紅酒了；自己也沒有中年時的味道，喝不起飄香的濃茶了。唯一能喝的只有最純凈的白開水了，這時才開始用顫抖的手端著大水杯到書房里，寫一天的書法，又讀一天的報刊。我們的生活就是最純潔的白開水，在最平淡中品到一絲甜意。

最后，下一個杯具是……

這天，還是到了，自己早已拿不起什么杯具了。一天接一天，在醫院的白床上睡著又睡醒，也不知道什么時候自己永遠睡不醒了。但，還有一個杯具依舊陪在自己身邊，那就是高懸于自己頭頂上的吊瓶，把眼睛釘在吊瓶上，細數慢慢滴落的液體，細細感覺時間在吊瓶里慢慢滴走的感覺。這時，我們有時間來回味自己的一生，有時間去拾起早上掉落的花瓣。想用一桿筆把自己的一生寫下來，自己卻又無法落筆，只因內容太多太多。人生就像吊瓶中藥物，要什么味道，什么味道都有。然后，是杯具送走了自己，就像杯具迎來自己一樣。

篇5

關鍵詞：對外直接投資；制造業；集聚；規模經濟；逆向技術溢出

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2017.03.08

中圖分類號：F424.2；F407 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2017）03-0034-04

Abstract： In order to estimate the influence path of Chinese manufacturing regional agglomeration， it is necessary to build a manufacturing agglomeration decision model associated OFDI by using a panel dataset covering 30 provinces from 2003 to 2013. The empirical results show scale effect of capital factors proportion and reverse spillover effect of independent innovation input induced by OFDI have significant positive influence on Chinese manufacturing LQ and KS coefficients. Eastern region can bring a significant boost of capital stock and R&D input through OFDI. Benefiting from capital endowment and dependent innovation inputs strengthening， OFDI can promote rapidly improvement of Chinese technologyintensive manufacturing agglomeration. Finally， the conclusions and countermeasures are drawn.

Key words： OFDI； manufacturing； agglomeration； scale economy； reverse technology spillover

近十年恚隨著“走出去”戰略的深入實施，我國對外直接投資（Outward Foreign Direct Investment，以下簡稱OFDI）步伐明顯加快。聯合國貿發會議（UNCTAD）統計資料顯示，截至2013年中國OFDI流量達1078.4億美元，較2003年的28.5億美元增長了近38倍，成為世界第三大資本來源國。尤其在我國經濟結構調整和全球價值鏈分工地位升級等新形勢下，系統研究OFDI與國內制造業集聚的聯動關系顯得十分必要。然而，現有文獻在對集聚效應動因探討時，大多未考慮OFDI對母國制造業集聚的反饋作用。因此，本文嘗試研究OFDI的母國制造業集聚效應問題具有重要的現實意義。

1 文獻綜述

產業集聚由何種因素決定，要素稟賦和創新稟賦是決定地區產業規模報酬遞增的兩個不可或缺的區位因素，學者對其進行了重點關注。如Kim利用1880～1987年間美國二位數制造業數據研究發現，要素稟賦是影響制造業規模報酬遞增的重要原因，并決定了區域制造業活動的空間集聚狀態[1]。Fan和Scott運用2000年中國省際數據研究發現，省份產業集中度與自主創新水平存在明顯的正相關性[2]。OFDI是否會對母國國內要素稟賦產生影響呢？Ramasamy等利用2006～2008年間中國企業層面數據研究發現，通過國有控股企業對資源豐富國家的OFDI，能有效緩解國內資源供給不足，降低要素投入成本[3]。崔日明等認為OFDI有助于中國開拓國際市場和利用國外廉價要素進行生產以提高投資收益，而投資收益匯回將會彌補國內企業的融資短板和促進投資規模增加[4]。此外，OFDI對國內創新稟賦的影響主要體現于逆向技術溢出這一途徑。Nair和Hans運用2000～2010年印度企業調查數據研究發現，通過海外子公司的逆向技術溢出效應能有效提升母公司的技術創新能力[5]。

總之，現有研究認為要素稟賦和創新稟賦是地區產業集聚形成的必要條件，同時受OFDI的影響。那么人們自然要問，OFDI是否能通過母國資本要素稟賦和創新稟賦的變化進而影響其產業集聚程度呢？雖然已有部分文獻認為OFDI是母國比較優勢動態轉變和產業結構調整的外部動力[6]，但對母國產業空間布局影響問題的深入研究仍然較少。所以，本文將從規模經濟效應和逆向技術溢出效應兩類傳導路徑探討OFDI對母國國內制造業集聚的影響，以期深化對該問題的認識。

2 模型設計與數據說明

2.1 實證模型設定

OFDI主要通過影響中國制造業生產過程中的相對資本要素比重和自主創新投入水平來形成對制造業集聚程度的反饋效應，且前者主要表現為“規模效應”傳導路徑，后者則主要表現為“逆向溢出效應”傳導路徑。為此，本文將基準研究模型設定為：

核心解釋變量方面，OFDI規模使用各省份OFDI流量額。制造業資本存量采用永續盤存法計算得到[8]。勞動力投入使用各省份制造業城鎮單位在崗職工人數。知識投入使用各省份教育經費支出總額。研發投入使用各省份規模以上工業企業研究與實驗發展（R&D）經費支出額。人力資本投入使用高等學校本專科在校學生人數。特征變量方面，工資水平使用各省份在崗職工平均工資，對數形式表示為LnWage。運輸條件使用各省份鐵路密度，對數形式表示為LnRail。市場潛力能反映各省份制造業的輻射能力，為省內GDP與使用省會城市間距離平減后外省GDP的總和[9]，對數形式表示為LnMark。開放程度使用各省份進出口貿易額占GDP比重表示，表示為Open。

本文選取的研究樣本為2003～2013年間中國大陸地區30個省市的27個制造行業面板數據，不包含自治區，樣本總量為330。本文數據主要來源于歷年《中國統計年鑒》《中國工業經濟統計年鑒》《對外直接投資統計公報》等。

3 實證結果與分析

3.1 全樣本估計結果

表1分別報告了兩類集聚程度指標下混合面板（Ols）、固定效應（Fe）和隨機效應（Re）面板數據估計結果。在5%顯著性水平下，Hausman檢驗結果表明應選取Re模型和Fe模型估計結果分別作為回歸方程Ⅰ和回歸方程Ⅱ的參照基準。首先，扼要說明核心解釋變量的參數估計。在5%顯著性水平下，LnOdi系數均顯著為正，說明OFDI構成了我國制造業集群的動力而非阻力。LnKl系數均顯著為正，說明資本稟賦相對豐富的地區更容易形成制造業集聚。自主創新投入系數均顯著為正，說明知識、研發和人力資本投入增長是構成當前我國制造業集聚程度提升的主要技術溢出途徑。

然后，重點考察OFDI通過資本要素比重和自主創新投入國內制造業集聚程度的影響。觀察交互項回歸結果發現，LnOdi×LnKl系數在5%顯著性水平下均顯著為正，說明資本要素比重上升構成了OFDI影響國內制造業集聚程度的規模效應路徑。同時，LnOdi×LnTch和LnOdi×LnRd系數在10%顯著性水平下均顯著為正，說明知識和研發投入增加構成了OFDI影響國內制造業集聚程度的逆向技術溢出效應路徑。另外，控制變量方面，在5%顯著性水平下，Open系數均顯著為正，說明較高的開放程度對制造業集聚程度提升有著積極作用。

3.2 分區位樣本估計結果

我國東中西部地區經濟發展水平具有顯著差異并存在制造業發展梯度，需要對不同區位省份樣本分別進行回歸。三組地區樣本模型的估計結果見表2。顯然，在5%顯著性水平下，OFDI通過提升資本要素比重對東中部地區制造業KS系數均存在正向作用，說明東中部地區境外投資企業的投資效率和獲利能力較強，利潤資本匯回對鞏固區內制造業專業化分工地位的作用更為明顯。與此同時，OFDI通過提升資本要素比重還能實現東部地區制造業LQ的增長。說明OFDI尤其會強化東部地區資本稟賦，降低融資成本并通過投資加速獲得更大規模的制造業產出。另外，OFDI通過自主研發投入對各地區制造業集聚程度的影響也存在差異。其中，研發投入和知識投入分別構成東部地區和西部地區OFDI影響區內制造業LQ的主要逆向技術溢出路徑。

3.3 分制造業類型樣本估計結果

為進一步揭示OFDI對我國不同類型制造業集聚程度的影響情況，借鑒韓燕和錢春海的劃分標準[10]，將總樣本劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三組子樣本，并分別進行回歸，結果如表3所示。交互項的回歸結果顯示，在10%顯著性水平下，OFDI通過資本要素比重對技術密集型制造業LQ存在顯著正向影響。主要原因在于，通過境外利潤資本匯回能夠緩解技術密集型制造業投資過程中的資本約束，增強其集聚優勢。同時，OFDI的逆向技術溢出效應對各類制造業集聚程度的影響也存在差異，尤其對資本和技術密集型制造業集聚程度的促進作用較為明顯。說明通過OFDI對我國知識、研發和人力資本投入的反饋作用，有利于實現資本、技術密集型制造業集聚規模擴張和專業化分工地位強化。

3.4 穩健性檢驗

為了檢驗回歸結果對內生性問題的敏感程度，本文將所有解釋變量均滯后1期和選取合適的工具變量。其中，由于OFDI規模不僅與母國企業數量有關，也會受到國內投資成本的影響，故將OFDI企業數和固定資產價格指數作為OFDI規模的工具變量對外直接投資企業數為存量形式，數據來源于商務部《對外直接投資企業名錄》。

滯后1期的回歸結果顯示，OFDI、自主創新投入變量系數以及交互項系數符號和顯著性與前文拓展模型回歸結果基本一致。同時，工具變量法回歸結果中的Hausman檢驗基本拒絕了模型中包含內生變量的原假設，F檢驗值和Partial R2值均表明估計過程中不存在明顯的弱工具變量問題，且Sargan統計值分別為0.06和0.08，拒絕存在過度識別的原假設，說明回歸結果基本穩健。

4 結論與啟示

本文主要探討了中國OFDI的規模經濟效應和逆向技術溢出效應作用于國內制造業集聚程度，以及區位和制造業類型特征的差異會對這兩類作用產生怎樣的影響等問題。為此，構建了一個包含OFDI因素的制造業集聚程度決定模型，運用我國省級面板數據進行了實證檢驗。主要結論為：OFDI通過規模經濟效應和逆向技術溢出效應能形成對國內制造業集聚程度的正反饋。東部和中部地區通過OFDI的資本要素規模經濟效應對區內制造業分工地位鞏固均具有顯著的促進作用。與此同時，研發投入和知識投入分別構成東部和西部地區OFDI影響區內制造業集聚規模的、較為顯著的技術反饋因素。通過OFDI規模擴張作用于資本稟賦和創新稟賦能有效提升我國技術密集型制造業的集聚程度。

結合本文結論，在當前調結構、促發展的大背景下，針對不同區位和行業應推行差異化發展戰略。①欠發達的中西部地區應該有條不紊地構建成熟制造業發展的集聚優勢，在積極承接東部地區傳統制造業的基礎上，中西部地區需要不失時機的繼續擴大OFDI規模。其中，中部地區應引導境外投資收益資本配置于地區優勢制造業的發展，為制造業專業化分工地位的鞏固和提升創造有利條件；西部地區需要進一步加強知識投入，嘗試打造具有自身特色的新興制造業集群。②發達的東部地區應該大力提升高附加值的技術密集型現代制造業的集聚程度，應充分利用其龐大的OFDI規模優勢，擴大對現代制造業的資本注入強度，并借助于其境外投資企業較強的研發能力實現對外部關鍵技術的吸收和轉化，突破現代制造業發展過程中的技術瓶頸。通過促進制造業結構向現代制造業轉型，有利于東部地區加快實現更穩固的高端制造業集群，形成新形勢下區域制造業分工的新優勢。

參考文獻：

[1]Kim S.Regions，Resources，and Economic Geography：Sources of U.S. Regional Comparative Advantage，1880-1987[J].Regional Science & Urban Economics，1999，29（1）：1-32.

[2]Fan C C，Scott A J.Industrial Agglomeration and Development：A Survey of Spatial Economic Issues in East Asia and A Statistical Analysis of Chinese Regions[J].Economic Geography，2003，79（3）：295-319.

[3]Ramasamy B，Yeung M，Laforet S.China's Outward Foreign Direct Investment：Location Choice and Firm Ownership[J].Journal of World Business，2012，47（1）：17-25.

[4]崔日明，婷玉，張志明.中國對外直接投資對國內投資影響的實證研究[J].廣東社會科學，2011（1）：27-34.

[5]Nair L，Hans D V B.Outward Foreign Direct Investment in the Globalization Era：The Indian Experience[J].International Journal of Research and Development in Technology & Management Sciences，2014，21（5）：48-63.

[6]Cantewell J，Tolentino P E.Technological Accumulation and Third World Multinationals University of Reading[C].Discussion Papers in International Investment and Business Studies，1990.

[7]Jaffe A B，Trajtenberg M，Henderson R.Geographic Localization of Knowledge Spillovers as Evidenced by Patent Citations[J].Quarterly Journal of Economics，1992，108（3）：577-598.

[8]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000[J].經濟研究，2004（10）：35-44.

篇6

關鍵詞：金融效率 居民資產結構 優化

改革開放三十多年來，隨著市場經濟體制的不斷深化，我國居民收入不斷增加，居民金融資產的數量和結構發生了顯著變化。居民金融資產總量從1978 年的380.2億增加到現在的20多萬億，增加了520多倍；居民金融資產結構由單一的儲蓄存款逐漸趨于多元化，使得居民金融資產在動員儲蓄轉化為投資、優化資源配置方面起著越來越重要的作用。

2008 年美國“次貸”危機的爆發和蔓延表明了居民金融資產結構變化對經濟金融的重大影響，居民金融資產結構問題的研究越來越受到關注。近年來，我國學者對居民金融資產結構與金融效率兩者獨立領域的研究較多，但對二者關系的研究卻較少。本文通過定量分析方法，重點研究我國居民金融資產結構變動對金融效率的影響，探討優化居民金融資產結構的路徑，從而促進我國金融業的健康和諧發展。

我國居民金融資產結構分析

（一）居民金融資產估算

按照國民經濟核算的定義，居民金融資產是指居民持有的金融債權及權益性憑證形式的資產，是國內金融資產的重要組成部分。居民金融資產包括手持現金、儲蓄存款、各種債券和股票、保險準備金，其他應收款和預付款等。目前，我國尚未建立科學、系統、完善的居民金融資產統計體制，因此現有數據的獲得基本靠估算。此外，考慮到數據的可獲得性，不考慮其他應收款和預付款，本文把居民金融資產分為現金、儲蓄存款、債券、股票和保險準備金五大類。各部分占金融資產總量的比例反映其結構。參照張學毅（1999）的估算方法，本文提出以下假設：

假設1：居民手持現金占貨幣流通量M0的80%；

假設2：居民儲蓄存款以年末城鄉居民儲蓄存款余額來衡量；

假設3：居民持有債券占年末債券發行總額的80%；

假設4：居民持有股票占年末A股流通市值的60%；

假設5：居民保險準備金以保費收入衡量，包括人壽保險和家庭財產保險。

此外，考慮到數據的準確性與完整性，本文所有數據選取時間段為1992-2009年，相關數據根據2010年《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國證券期貨統計年鑒》整理而得。

（二）我國居民金融資產結構特征

1990年和1991年上海和深圳證券交易所先后正式成立，我國金融機構存貸款、債券、股票、基金等金融工具日益增多，居民金融資產結構也發生了顯著變化（見圖1）：

1.手持現金與儲蓄存款比例均下降。由于金融機構不斷進行創新，設立銀行卡、信用卡等流動性大的賬戶，居民手持現金比例明顯下降，由1992年的21.15%降到2009年的7.19%，下降了13.96個百分點。而儲蓄存款作為我國居民最主要的金融資產，其比例較高，在72.74%左右，但一方面由于居民理財觀念增強，將資金投向高風險、高收益的債券和股票，使儲蓄存款向證券流動；另一方面醫療、住房體系改革等原因削弱居民儲蓄動機，近年居民儲蓄存款比例也略有下降。

2.證券類資產比例呈上升趨勢。隨著我國證券市場機制的不斷完善，近年來，除2008年受金融危機的沖擊外，證券類資產比例呈上升趨勢。持股方面，1992-2000年，居民持股比例由0.58%逐漸上升達到10.18%，此后隨著股指的逐年下跌，居民持股比例逐年下降，2005年降到3.29%，但股改后，居民持股比例不斷上升，并保持較高水平；債券方面，企業債券發行規模逐漸擴大，居民持有債券比例由1992年的5.85%上升到2009年的8.55%。

3.保險準備金比例穩步上升。雖然我國保險業起步較晚，但隨著保險市場的完善和居民風險意識提高，保險業發展迅速，居民持有保險準備金比例由1992年的0.75%上升到2009年的1.92%。

居民金融資產結構對金融效率影響的實證分析

（一）模型設計

金融的首要功能是動員儲蓄并實現儲蓄向投資轉化的過程，因此，儲蓄投資轉化率是金融效率的集中體現，本文以金融機構貸款與金融機構存款的比例衡量，數據根據1992-2010年《中國金融年鑒》整理而得。為了消除異方差，對所有數據進行對數處理后再建立以下模型：

LogSLR = α+β1*logCR +β2*logDR +β3*logBR +β4*logSR +β5 *logIR + μ

其中，SLR表示儲蓄投資轉化率，CR、DR、BR、SR、IR分別表示居民手持現金、儲蓄存款、債券、股票、保險準備金的比例。

（二）實證檢驗

1.單位根檢驗。首先要確定時間序列數據是否具有平穩性，即單位根檢驗。本文采用ADF檢驗方法，利用Eviews5.0對序列logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR進行ADF檢驗，檢驗結果見表1。從表1看，變量logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR的ADF統計量都小于5%顯著水平下的臨界值，因此它們都不平穩。但它們的一階差分ADF統計量都大于5%顯著水平下的臨界值，因此在5%的顯著水平下，它們的一階差分都平穩，即都是I（1）序列。

2.協整檢驗。由以上檢驗結果知，在5%的顯著水平下，變量logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR都是一階單整序列，符合協整的必要條件。因此用Engle-Granger兩步法對其進行協整分析。

首先，通過最小二乘法估計得到以下回歸方程：

logSLR=0.0076-0.3851*logCR+

（-0.0257） （2.5850）

0.1406*logDR+0.2414*logBR+

（-0.6090） （0.3264）

0.0531*logSR-0.1427*logIR

（-0.1668） （-2.6458）

R2=0.9444 D.W.= 1.2280 F=40.7699

由方程知，R2=0.9444說明模型的擬合優度高；4-dU>D.W.= 1.2280>dL說明變量間不存在序列相關，這表明方程的各方面良好。

其次，對回歸方程的殘差ET進行單位根檢驗（見表2）。假如殘差不存在單位根，則說明殘差是平穩序列，以上建立的方程就是變量的協整方程，從而反映了它們之間的長期均衡關系。

檢驗結果表明，ET序列在1%的顯著水平下ADF（ET）=-3.9204>-4.2875，即拒絕原假設，因此可以確定ET為平穩序列，即ET ~I（0）。上述結果表明：1992-2009年金融效率和LogBR、LogCR、LogDR、LogSR、LogIR之間存在長期穩定的均衡關系。

3.誤差修正模型。上述協整模型代表了傳統線性模型對變量之間一種長期均衡關系的表達，誤差修正模型則較好地彌補了當誤差修正項偏離均衡過程時變量之間的短期調整行為，這是協整模型所不能表示的。通過建立誤差修正模型可以更好地理解金融效率與居民各金融資產間的短期關系。在誤差修正模型中ecmT-1=ET-1，運用E-views5.0操作得如下修正模型：

logSLRT = -0.2986*logCRT +

（1.9210）

0.4555*logDRT +0.0418*logBRT +

（-1.7429） （-0.7369）

0.0275*logSRT-0.0356*logIRT -

（-0.8508） （-0.4421）

0.5448ecmT-1

（-1.8789）

R2=0.7754 DW=1.2015

根據T分布的臨界值查詢可知所有t統計量均通過檢驗，即變量系數均顯著，R2=0.7754表示方程擬合程度高，DW=1.2015表明方程的殘差不存在自相關性。模型解釋了因變量的短期波動模型中logSLR T是如何被決定的。

4.Granger因果關系檢驗。在協整分析中往往會出現偽回歸現象，因此需要對logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR進行Granger因果關系檢驗，結果見表3。由表3可知，所有檢驗的P值均小于10%，即logSLR、logCR、logDR、logBR、logSR、logIR互為Granger因果關系，說明方程不存在偽回歸。

結論

第一，金融效率與居民持有儲蓄存款、債券、股票各比例成正相關關系，與居民持有現金、保險準備金各比例成負相關關系。協整方程表明：金融效率與儲蓄存款、債券、股票各比例的長期彈性系數分別為0.1406、0.2414、0.0531，說明居民持有儲蓄存款、債券、股票各比例都增長一個百分點，金融效率將增長0.4351個百分點；居民持有現金、保險準備金各比例的長期彈性系數為-0.3851、-0.1427，這說明居民持有現金、保險準備金各比例都增長一個百分點，金融效率將下降0.5278個百分點。

第二，誤差修正模型表明，logSLRT短期波動受自變量logCRT、logDRT、logBRT、logSRT、logIRT和emc的影響。這說明當logCRT、logDRT、logBRT、logSRT、logIRT在短期內變動一個百分點時，金融效率將變動0.1906個百分點；誤差修正項的系數為-0.5448，表明如果上一期的金融效率偏離長期均衡值，那么本期將做出調整，調整的幅度為上一期的54.4859%，且這種調整機制是反向的。說明從短期來看，logCRT、logDRT、logBRT、logSRT、logIRT的變動對金融效率的提高具有一定的促進作用，而且具有較好的穩定機制。

綜上所述，居民金融資產結構的優化有利于金融效率的提升，同時金融效率的提升也有利于居民金融資產結構的優化。為此，首先要加大對居民金融資產配比的引導，使居民金融資產結構朝著合理的方向變動，提升居民金融資產配比的科學合理性，抵御金融動蕩對居民金融資產的侵蝕；其次要完善金融市場的監管，加大對金融運行的監督，提高金融市場的回報率，防止金融市場不法行為對居民金融資產及其回報的危害；再次要著力構建和諧的社會保障體系，減少居民在金融資產選擇中的后顧之憂，提高居民處置金融資產的能動性。

參考文獻：

1.樊明太著.金融結構與貨幣傳導機制：一個一般均衡框架的機理分析和實證研究[M].中國社會科學出版社，2005

2.肖衛國，徐小飛.居民金融資產選擇與股票市場發展關系研究[J].統計與決策，2009（13）

3.程鐵軍.居民金融資產結構變化對個人金融業務的影響研究[J].中國集體經濟，2010（34）

篇7

關鍵詞 認知解釋偏向 特質焦慮 模糊句子

中圖分類號：B842 文獻標識碼：A

The Experimental Study about the Relation between

Trait of Anxiety and Interpretation Bias

TAN Yinqiu

(School of Psychology, Southwest China University, Chongqing 400715)

Abstract This experimental is about the relation between trait of anxiety and interpretation bias. There are two independent variables in the study. One is the scores subjects get on the STAI-T. The other is different kinds of sentences interpreting the ambiguous situations. The result is people with high trait anxiety are more likely to interpret the ambiguous situations as anger-provoking, while people in low level of anxiety interpret as non-threating.

Key words cognitive interpretation bias; trait anxiety; ambiguous sentences

0 前言

隨著社會進步，有關情緒方面的研究取得了前所未有的重視和發展。而焦慮情緒更是困擾人們最主要的問題情緒之一，在改進的stroop任務中，高特質憤怒者產生了對表示憤怒情緒的面部表情圖片的注意偏向。在視覺搜索任務中，這些人對憤怒相關的詞產生了注意偏向。研究表明，敵視可能和穩定地將直覺專注于侵犯性的刺激這一傾向有關。

本研究主要是驗證高特質焦慮對被試的認知解釋偏向的影響。實驗預期結果是，高特質焦慮的被試在對模糊句子做出侵犯性描述的句子閱讀時間上更短，而低特質焦慮被試對非侵犯性描述的句子閱讀時間更長；高特質焦慮者對兩類描述性句子的閱讀時間相對于低特質焦慮者長。

1 方法

1.1 被試

實驗研究的被試是西南大學大一到大三的學生，男女各半，年齡在18到23之間，共50人實驗開始前一周先讓被試做STAI-T分量表，分數在45-55的被試為高特質焦慮組，得分在25~35的為低特質焦慮組，最后選取有效實驗被試24人，其中高低特質焦慮被試組各12人，男女各半。

1.2 實驗材料

問卷材料：篩選被試并對其進行分組的量表為STAI-T,實驗開始前，用被試在STAI-S分量表上的得分對被試的焦慮狀態有個了解。

刺激材料：實驗中的刺激材料為8組長短難度相當的句子，每組句子有一個描述模糊意義的句子和對該句子的兩種不同解釋句子組成，如

The doctor examined little Emily’s growth.

a. Her tumor had changed little since last visit..

b. Her height had changed little since last visit.

1.3 統計方法及變量

所得數據經過二因素方差分析得到預期的結論。其中一個因素為特質焦慮量表得分，另一個即為模糊句子的兩種解釋。

1.4 實驗程序

（1）實驗前一周，被試完成STAI-T量表，據得分分為高低兩個處理組。（2）正式試驗開始前，被試完成STAI-S量表，對被試的作答情況整理分析。（3）被試根據指導語操作，實驗完成，主試得到程序自動記錄的反應時間，以便做SPSS二因素方差分析。

2 結果與分析

表1 各實驗處理組閱讀時間的平均值及標準差

表1為描述性的統計表，特質焦慮得分高的被試組在非攻擊性解釋的實驗處理條件下的平均反映時間長，約為7.56s，而特質焦慮得分低的被試組平均反應時最短，約為5.74s；特質焦慮高分組的反映時間與特質焦低分組普遍偏長。

表2 同質性檢驗表

從表2可知，特質焦慮變量和刺激材料的兩類解釋間存在一定的關聯。

表3 高低特質焦慮被試對不同解釋類型句子閱讀時間的方差分析

從表3可看出，兩自變量的主效應都顯著，交互作用顯著體現在：特質焦慮高分組被試對句子的閱讀時間在不同解釋類型上的差異顯著，相差時間平均為1.54，而特質焦慮低的差異較小，平均為1.08，總體而言，兩者在模糊句子解釋類型變量上引起因變量的變化方向是相反的。

3 討論

實驗結論為降低攻擊性犯罪行為提供了一些思路，即改變犯罪者認知或降低焦慮，減少攻擊；高特質焦慮個體具有的易緊張和抑郁的特點降低了工作效率。第三結論即兩自變量的交互作用顯著，說明特質焦慮高低不同和句子解釋是否具有威脅間存在聯系。特質焦慮高分組被試對信號是否具有威脅性更敏感，特質焦慮得分偏低的對事物的反應更靈活。

4 結論

通過對閱讀時間的記錄整理并經過統計分析，我們得到如下的結論：（1）和低特質焦慮組被試相比，高特質焦慮被試對具有威脅性意義解釋的句子閱讀時間更短，而在非威脅性解釋句子時更慢。（2）和低特質焦慮組被試相比，高特質焦慮組被試對兩類句子總體閱讀時間更長，這說明過度的焦慮水平不利于個體的工作效率。（3）特質焦慮高低水平和句子解釋是否具有威脅性兩個變量存在交互作用，高特質焦慮者具有更頑固的將模糊刺激解釋為威脅性的心理傾向。

參考文獻

篇8

關鍵詞：廣義映射；組合夾具；功能；結構；表面關聯網絡

中圖分類號：TG75 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2012）17-0044-02

組合夾具以機床夾具零部件標準化為基礎，預先設計制造好一系列零部件，這些零部件的形狀和規格尺寸各不相同，然后根據組合化的準則，面向工件的加工要求，開發組裝成專用夾具。待生產工件完成時，可以解體組合夾具，留待以后重新組裝使用。

在對零部件進行生產加工時，組合夾具必不可少。它最適合于品種多、產品變化快、新產品試制和單件小批量生產等場合，在批量生產中可以利用組合夾具代替臨時短缺的專用夾具，以滿足生產要求。針對不同的生產工件利用組合夾具原件組裝成相應的夾具。數控機床和柔性制造單元的出現，極大地帶動了組合夾具技術的進步，拓展了組合夾具的應用領域。此外，不同系列的組合夾具元件還可以通過過度原件共同組裝在一套組合夾具上，以達到縮小組合夾具尺寸和減輕夾具重量的目的。隨著工業生產規模的擴大和產業結構的多樣化，組合夾具的設計在公差標準和裝配上要求越來越高，對計算機輔助設計的依賴性也越來越高。本文嘗試通過以廣義映射原理為基礎的公理化設計思路進行組合夾具的自動化設計。對廣義映射給出了一些很好的概括和應用方案。

1 廣義映射原理及公理化設計思路

廣義映射原理是一種公理化設計思路，四個不同的設計域分擔了一整個設計過程，即劃分成了用戶域、功能域、物理域和過程域四個不同類型的設計活動。它們分別與用戶要求、功能要求、設計參數和過程信息形成一一映射關系。用戶域主要是通過用戶此時處于查找一個產品、過程、系統或者材料的需要（或屬性）的狀態來描述的。設計流程就是由功能域到物理域再到過程域的映射過程?？傮w設計過程就是一個由高級別的抽象概述，到低級別的具體詳述過程。如果把產品想象成一套系統，則設計就是把系統分解成一個個子系統，隨之分解為部件，再細分為零件，最后分析得到零件特征的過程。產品的功能層次樹和結構層次樹如圖1所示。

2 組合夾具設計中的廣義映射原理應用

根據某加工零件工藝參數的指標，一般可遇到三種被夾緊零件的表面類型，它們分別為：預處理零件表面域MFs、計劃外加工表面域FFs、預處理零件表面時和刀具加工后留下的處理區域面域MTFs。在夾具組合過程中，通常要滿足以下原則：要力求在預處理零件表面預，即{ FFs}面域上，確保對零件的定位以及夾緊；在空間上，要阻止每一個夾具元件計劃外加工表面域和預處理零件表面域產生交集；當遇到不適合定位夾緊某零件的情況時，要充分考慮到對{FFs}面域有個預判篩選的問題。因此可歸結出兩類用于定位/夾緊零部件的面：外圓面及內圓面平面，同時可稱為圓面及平面圓面?？蛇x擇加工零件的垂直方向、水平方向以及斜面方向。在進行預處理零件表面加工時，通過{FFs}面域可挑選出一組面域集合，命名為零件定位夾緊面面域集合（簡稱PFFs），可用于表面的定位及夾緊。然后根據零件表面情況，確定定位夾緊方案，可將零件定位夾緊面域劃分成夾緊面域（簡稱CFs）和定位面域（簡稱LFs） 。

2.1 定位夾緊零件算法

篩選并組成一套計劃外加工表面域集合{FFs}；通過機床設備條件及零件加工工藝，在面域集合中確定預處理零件的各個表面，形成預處理零件表面域{MFs}；通過剩下的{FFs}面域可挑選出一組面域集合，按規則組合成零件定位夾緊面面域{PFFs}；最后根據零件表面情況將零件定位夾緊面域劃分成夾緊面域（簡稱CFs）和定位面域（簡稱LFs）。

2.2 組合夾具結構設計映射分析

一個零件在空間中具有六個自由度，也就是說在三個直角坐標域x、y、z中，零件既可以順著三個坐標軸方向移動，也可以圍繞這三個坐標軸轉動。因此，只要去除這六個自由度，就可以牢固的定位和夾緊零件。通常情況下采用如下方法消除這些自由度，安裝六個支撐與待加工零件相接觸，確定零件位置以后，然后用互相垂直的平面上的三個限制點來達到消除待加工零件的六自由度。然后結合零件加工工藝需要，確保在零件的定位面域和夾緊面域內組裝成牢固定位夾緊零件的夾具組合，這便是組合夾具的“功能”。達到“功能”要求的同時立即完成組合夾具的“結構”設計，即完成了零件定位夾緊條件的硬性要求，而且需達到易于夾具組合的拆卸及夾具元件的重組。由上可得出“功能”到“結構”的映射關系使得“結構”成為了“功能”的實現形式，這種關系的實現包括兩個步驟：定位/夾緊單元映射；夾具結構設計。

2.2.1 定位/夾緊單元映射

在組合夾具的結構設計中首先要解決定位和夾緊兩個問題。明確總共能要求和總結構要求便能很好的解決這兩個問題，其中總功能要求包括：水平定位功能、垂直定位功能、斜向定位功能、水平夾緊功能、垂直夾緊功能和斜向夾緊功能；相對應的總結構要求包括：水平定位結構、垂直定位結構、斜向定位結構、水平夾緊結構、垂直夾緊結構和斜向夾緊結構。它們一一對應，形成映射關系。表面關聯網絡FaceNet在組合夾具需求域中滿足：

FaceNet=■Face（i）Face1，Face2，Face3…

根據表達式，確立組合夾具定位和夾緊單元的空間布局，同時總結出定位和夾緊表面的空間方位關系。通過各種標準組合夾具元件組裝而成的一套組合夾具結構，該結構有等級層次性特征，可以歸結為一個各層次結構單元組成的空間有序并可度量的向量的集合，其數學模型可以表達為：

F=C■■，D■■，H■■

式中，F是組合夾具整體結構；C■■為層次結構單元代碼；D■■為結構單元特征尺寸向量；H■■為結構單元位置向量；m為結構單元序號，n=1，2，3…；n為結構單元層次號，n=1，2，3…從此數學模型考慮, 任何形式的夾具結構布局/層次模型都可以表達出來。這種形成的“功能”“結構”映射關系可以描述表達出任何夾具結構的功能結構圖。

2.2.2 夾具結構設計

根據定位/夾緊單元映射關系，便可大體繪制出夾具總體結構，主要包括了定位功能部件、夾緊功能部件和支撐功能部件。其中定位功能部件主要從垂直、水平、斜向角度出發形成垂直定位單元、水平定位單元和斜向定位單元，主要部件是鍵和定位銷；類似的夾緊功能部件主要由垂直夾緊單元、水平夾緊單元和斜向夾緊單元，主要部件是螺釘和壓板；對于支撐功能部件來說，主要包括垂直支撐和水平支撐單元，主要部件是角鐵和墊板。最后制定出組合夾具的結構設計方案，如圖2所示。

然后觀察工件定位的準確度，并且在加工過程中，以位置不發生變化，零件不變形為衡量手段，通過計算制造誤差，結合定位、夾緊結構的簡單、緊湊、裝卸工件的方便度來作為組合夾具安全可靠、設計成功的標準。

3 結 語

在本文中合理的運用了廣義映射原理，并開發出了一套融合該原理的組合夾具結構設計的方案。實測證明，組合夾具結構設計和廣義映射原理的結合，證明了廣義映射原理普遍適合組合夾具結構設計的開發，同時進一步豐富和發展了廣義映射原理，適于推廣。

參考文獻：

篇9

Abstract： The autoregression of residual disturbances makes it more difficult to estimate the parameters in panel data analysis. The paper puts forward an one-way error components model containing AR（2） process of residual disturbances and then derives how to get GLS estimates and the estimates' properties.

關鍵詞： 單因素誤差分量模型；廣義最小二乘估計；兩階自回歸

Key words： one-way error components model；GLS Estemates；AR（2） Process

中圖分類號：G623.5 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2012）29-0281-03

0 引言

單因素誤差分量模型在計量經濟學領域尤其是面板數據分析中有著廣泛的應用，并且引起了國內外學者的大量研究。Balestra和Nerlove（1966）首先將誤差分量模型應用于天然氣的需求研究。Lillard和Willis（1978）推廣誤差分量模型至殘差序列相關的情況。Revankar（1979）、Magnus和Woodland（1988）對含序列相關的靜態模型進行了研究，Anderson和Hsiao（1981，1982）、Bhargava和Sargan

（1983）對動態誤差分量模型進行了研究。本文在國內外學者研究的基礎上對含兩階段自回歸殘差的單因素誤差分量模型進行了研究，推導了此類模型的GLS（廣義最小二乘）估計量。本文主要分為四部分：第一部分介紹了單因素誤差分量模型的一般形式；第二部分提出了含兩階段自回歸殘差的單因素誤差分量模型并推導了其GLS參數估計；第三部分介紹了模型的GLS估計值的性質；第四部分為結論與展望。

1 單因素誤差分量模型的一般形式

單因素誤差分量模型具有如下的一般形式：

yit=■xitβk+uit，i=1，2，…，N t=1，2，…，T

其中uit=ai+vit或者uit=λt+vit，ai表示個體不變效應，λt表示時間不變效應。本文中將以uit=ai+vit為例，對于uit=λt+vit的推導與本文的方法類似只需進行相應的變換即可。模型的假設如下：

假設1：自變量x滿足外生性假設，即E（ai│xi1，xi2，…xiT）=0，？坌i

E（vit│xi1，xi2，…xiT）=0，？坌i，t。

假設2：殘差ai與vit滿足同方差假定，即Var（ai│xi1，xi2，…xiT）=σa2，？坌i

Var（vit│xi1，xi2，…xiT）=σv2，？坌i，t。

假設3：誤差ai與殘差vit互不相關，即

cov（ai，vjt│xi1，xi2，…xiT，xj1，xj2，…xjT）=0，？坌i，j，t，

cov（ai，aj│xi1，xi2，…xiT，xj1，xj2，…xjT）=0，？坌i，j當i≠j時，

cov（vit，vjs│xi1，xi2，…xiT，xj1，xj2，…xjT）=0，？坌i，j，t，s當i≠j或t≠s時。

模型用矩陣的形式可以表示為：Y=Xβ+u（1）

其中Y為NT×1的向量，X為NT×K的向量，β=（β1，β2…βK）'是K×1的向量，u=a？塥lT+v，？塥表示克羅內克積，u為NT×1的向量，a=（a1，a2，…aN）'，為N×1向量，lT為全部元素為1的T×1的向量，v為NT×1的向量。式（1）的方差協方差矩陣為cov（u，u'│X）=Ω=σ■■（IN？塥JT）+σ■■（IN？塥IT），其中IN為N階單位矩陣，JT為全部元素為1的T×T階的方陣。Wansbeek和Kapteyn（1982，1983）設計了一種簡單方法來求解Ω-1和Ω■。設JT=■JT，ET=IT-JT，所以Ω=Tσ■■（IN？塥JT）+

σ■■（IN？塥（ET+JT））=（Tσ■■+σ■■）（IN？塥JT）+σ■■（IN？塥ET）=σ■■P+σ■■Q其中σ■■=Tσ■■+σ■■，P=IN？塥JT，Q=IN？塥ET=INT-P，所以Ω-1=■P+■Q，Ω■=■P+■Q。實際上我們可以得到Ωr=（σ■■）rP+（σ■■）rQ，r為任意一個標量。

用求得的σvΩ■左乘式（1）得到

σvΩ■Y=σvΩ■Xβ+σvΩ■u（2）

式（2）的方差協方差矩陣變為

cov（（σvΩ■u），（σvΩ■u）'）=cov（σvΩ■uσvu'Ω■）=σ■■Ω■cov（uu'）Ω■=σ■■INT，這樣就可以對式（2）進行最小二乘估計，得到■GLS=（X'Ω-1X）-1X'Ω-1Y。

2 含兩階段自回歸殘差的單因素誤差分量模型

在計量經濟分析中經常會出現殘差自相關的情況，一旦出現自相關上述方法將不再適用。在本文提出的含兩階段自回歸殘差的單因素誤差分量模型中，假設殘差vit存在兩階段自相關，即

篇10

[關鍵詞] 踝損傷；距腓前韌帶；跟腓韌帶

[中圖分類號] R686 [文獻標識碼] B [文章編號] 1673-9701（2013）13-0015-03

日常生活或體育運動中最為常見的損傷就是踝關節扭傷，其中絕大部分為踝關節外側韌帶的損傷。踝關節扭傷后急性處理不當、休息康復時間短、長期反復扭傷均是導致踝關節外側不穩的誘因。關于慢性踝關節外側不穩的治療方案的選擇有很多的爭議[1]。自2010年10月～2012年7月共收治踝關節外側不穩的患者18例，采用取踝關節鏡探查清理并取自體半腱肌腱解剖重建距腓前韌帶及跟腓韌帶治療踝關節外側不穩，效果滿意，現報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

2010年10月～2012年7月在我科收治踝關節外側副韌帶損傷患者共18例（男7例， 女11例）；年齡15～42歲（平均23.6歲）。病程7～36個月（平均15.8個月）。8例距腓前韌帶和跟腓韌帶均斷裂，6例只有距腓前韌帶斷裂，4例距腓前韌帶完全斷裂、跟腓韌帶部分斷裂。按踝關節韌帶損傷分級，距腓前韌帶Ⅲ度損傷15例，Ⅱ度損傷3例。18例患者均滿足以下4個條件：①反復足跖屈內翻扭傷史；②急性損傷后踝關節外側前下方皮下瘀斑伴跛行；③踝關節內翻應力試驗陽性，前抽屜試驗陰性；④足部影像學檢查未見骨折。

1.2 治療方法

術前完善踝關節應力位片、踝關節MRI，以上所有患者均已經確診，行硬腰聯合麻醉，患肢大腿根部綁上止血帶。麻醉成功后檢查踝關節的活動范圍，踝關節前內、前外側入路置入關節鏡探查，關節鏡下可見踝關節內增生的滑膜組織、關節軟骨面毛糙甚至軟骨缺損。清理關節內增生的滑膜組織并修復關節軟骨。然后采用外踝前下方斜行切口， 暴露外踝尖前方、距骨及跗骨竇，再次確認距腓前韌帶及跟腓韌帶損傷程度。沿腓骨尖及其1 cm處從前向后分別作骨道；距腓前韌帶距骨解剖止點處作骨道；跟骨由外向內作骨道。取同側半腱肌做移植物，按距腓前韌帶及跟腓韌帶解剖位置重建，調整適當張力，距骨端對折縫合固定，跟骨端擠壓釘固定，逐層縫合傷口。檢查踝關節活動，應力位下檢查內翻是否糾正。術后予以踝關節外翻背伸位石膏固定3～4周，拆除石膏后逐步負重行走。

1.3 評價方法

根據美國足踝外科（AOFAS）踝-后足功能評分系統來評價術前及術后患足功能。該評分系統根據疼痛、功能和自主活動、支撐情況、最大步行距離、地面步行、反常步態、前后及后足活動、踝-后足穩定性、足部對線的評價。90～100分為優，75～89分為良，50～74分為可，50分以下為差。

1.4 統計學方法

AOFAS評分后采用SPSS13.0統計軟件作配對t檢驗。

2 結果

18例患者均隨訪，隨訪時間（6～23）個月，平均隨訪16個月，AOFAS踝-后足功能評分見表1。術前（50.4±4.5）分（34～65分），術后（83.5±7.2）分（71～94分）（所有隨訪患者在隨訪期間均無踝關節不穩及其他并發癥）。其中優9例（50%），良8例（44.4%），可1例（5.5%），優良率為94.4%，術后AOFAS評分較術前提高33.8分（平均分）。術前、術后AOFAS評分比較，差異有統計學意義（P < 0.01）。疼痛術前評分平均18.9分，術后平均38.3分；功能和自主活動及支撐情況術前評分平均6.7分，術后平均10分；最大步行距離、地面步行、反常步態（街區數）術前平均評分7.8分，術后平均評分17.1分；前后活動（屈曲加伸展）、后足活動（內翻加外翻）踝-后足穩定性（前后，內翻-外翻）、足部對線術前平均評分16.6分，術后平均評分30.7分；采用AOFAS評分用SPSS13.0統計軟件作配對t檢驗，差異有統計學意義（P < 0.01）。

3 討論

踝關節由于其結構及其生理負重作用，容易出現關節扭傷。有報道在美國每天有2.3萬個踝關節扭傷患者[2]。踝關節由脛腓骨下端與距骨構成。脛骨下端向內和向下突出的部份分別稱為內踝和后踝，腓骨下端的突出部份則被稱為外踝。內、外和后踝共同構成踝穴。內踝較外踝短，故踝關節易內翻受傷。而踝關節的內外側均有韌帶加強。內側有三角韌帶，在外側有三個獨立的韌帶，前方為距腓前韌帶，中部為跟腓韌帶，后方為距腓后韌帶，起于外踝，分別向前、下、后止于距骨和跟骨。外側的韌帶較內側的三角韌帶弱，加之內踝較短，臨床上易發生內翻而損傷外側韌帶，其中以距腓前韌帶受損最常見[3]。

踝關節外側副韌帶損傷極易漏診，臨床上存在著不被重視的問題，治療上也存在著較大的差異[4]。對于踝關節急性損傷所致的外側副韌帶受損，應該予以盡早診斷治療，予以休息、早期冰敷等支持治療，防止其癥狀加劇及后遺癥的發生。對于踝關節外側副韌帶損傷的診斷方式一般有以下幾種：①踝關節應力位X片：抽屜試驗顯示前后移位超過3 mm；②B超：顯示外側副韌帶損傷；③踝關節MRI：提示外側副韌帶撕裂或者斷裂。治療踝關節急性扭傷，一般給予功能位石膏外固定，但恢復期較長。對于陳舊性踝關節扭傷，踝關節反復扭傷和頑固性踝關節疼痛是踝關節手術治療的適應證。Valderrabano V等[5]通過回顧分析治療踝關節扭傷的病例，發現有1/3左右的患者的慢性踝關節不穩是由于急性損傷后的不當處理導致。對于踝關節急性損傷的患者，若早期未進行有效的治療，會因外側副韌帶的損傷致踝關節外內側受力不均，引起脛腓關節面的前移，加劇關節面的磨損導致骨性關節炎的發生。慢性踝關節不穩慢性臨床表現為持續性疼痛、腫脹青紫、下肢無力、不平路面的恐懼感等。因此，對于慢性踝關節不穩的患者，目前我們采取踝關節外側副韌帶緊縮縫合或韌帶重建。

慢性踝關節外側不穩手術治療的首要目標是減輕因反復扭傷引起的不適感。手術的方法很多，可以分為外側韌帶重建加強、解剖重建、韌帶緊縮幾類。 Rosenbaum D等[6]通過回顧性分析慢性踝關節外側不穩平均隨訪1年的和腓骨肌腱修復術的比較，發現都取得了不同治療效果。腓骨肌腱固定術在遠期效果上相對較差，會出現踝關節活動受限、腫脹、過度行走后不適等癥狀[7]。外側副韌帶重建術治療慢性踝關節外側不穩，通過相當長一段時間的隨訪，發現其踝關節的受力中心偏移明顯優于解剖術修復術[8]。并且通過解剖結構的分析，非解剖重建沒有恢復踝關節外側韌帶正常的解剖，改變了踝關節和距下關節在負重時的生物力學機制，遠期可能導致關節炎的發生，并且限制了距下關節活動。所以對于外側副韌帶松弛明顯或者磨損過度時，一般不采用韌帶修復術而采用重建手術[9]。

大部分的外側副韌帶重建術為達到解剖重建的目的，導致手術切口相對較大，并導致腓短肌腱等自體肌腱原有的功能喪失[10]。目前被廣泛推廣的有Watson-jones重建術和改良的chrisman-Snook重建術等，各種術式均有其優劣性[11]。Watson-jones重建術通過腓骨短肌腱重建距腓前韌帶，但未重建跟腓韌帶，而且有著術中骨隧道難以建立、腓骨短肌腱太短的問題。Chrisman-Snook術式則盡力同時重建距腓前韌帶及跟腓韌帶，但是有相當一部分患者術后會出現踝關節內翻活動受限，足背屈外翻功能障礙的并發癥[12]。綜上所述，目前大多數重建手術都存在改變了踝關節外側正常解剖結構、傷口創傷大以及犧牲其他肌腱功能等缺點。

我科使用關節鏡探查清理踝關節并利用半腱肌腱重建距腓前韌帶及跟腓韌帶治療慢性踝關節外側不穩，避免了犧牲作為足外旋、外翻的動力肌之一的腓骨短肌腱，對距下關節和踝關節正常運動功能影響較小。術中采用外踝前下方長約4 cm的小切口進行操作，防止由于手術瘢痕攣縮以及組織粘連造成的關節功能障礙，基本上建立的韌帶起止點與解剖一致，達到了解剖重建的目的。

目前對于治療慢性踝關節外側不穩的最合適的方法還沒有達成一致的意見。而目前筆者采用半腱肌腱重建距腓前韌帶及跟腓韌帶治療慢性踝關節外側不穩術后隨訪發現關節穩定性改善及功能恢復良好。而且治療方式具有手術創傷小，解剖重建踝關節外側副韌帶等特點，是目前治療慢性踝關節外側不穩的一種安全簡便有效的方法。

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