一、我國大型企業(yè)技術內(nèi)生化的原則與標志

（一）大型企業(yè)技術內(nèi)生化要遵循的原則。

（1）符合國家安全和社會公共利益原則。當前情況下，要求我國的大型企業(yè)既要注重技術內(nèi)生化，還應注意在技術的選擇、開發(fā)與應用上，要兼顧國家利益、社會穩(wěn)定和產(chǎn)業(yè)持續(xù)發(fā)展，而不能只顧企業(yè)的商業(yè)利益。美國許多涉及國家安全和有重大商業(yè)價值的內(nèi)生技術開發(fā)都是由大型企業(yè)承擔的，如1982年美國在無線電和電視通訊設備、制藥、半導體、照相設備方面技術創(chuàng)新統(tǒng)計中，有一半以上是由大型企業(yè)完成的。

（2）經(jīng)濟可行性原則。盡管我國大型企業(yè)在實現(xiàn)技術內(nèi)生化方面具有許多優(yōu)勢，但是，在轉(zhuǎn)向內(nèi)生技術開發(fā)進程中，應結(jié)合現(xiàn)有技術產(chǎn)品的市場占有率和主導技術的國際發(fā)展趨勢，充分考慮到遠中近期技術變化與市場需求特征，在科研經(jīng)費、科研人員的投入以及技術戰(zhàn)略選擇上，量力而行，尤其要與自身的資金調(diào)配和籌資能力相適應，以免大量的研究與開發(fā)（R&D）投入給企業(yè)資金運行造成困難，引起中下游生產(chǎn)和營銷資金的不足。

（3）塑造核心技術能力原則。大型企業(yè)不僅是規(guī)模意義上的“航空母艦"，更是擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的“技術巨人”。技術內(nèi)生化是打造和催生大型企業(yè)核心技術能力的系統(tǒng)機制和孵化器，國外大型企業(yè)如福特、西門子、豐田、諾基亞就是這方面的代表。我國大型企業(yè)盡管進行了一系列的技術引進、改造以及自主研發(fā)，投入的人力、物力、財力也相當大，但總體上，企業(yè)和產(chǎn)業(yè)核心技術數(shù)量和競爭力仍然有限，尤其是未能形成有效的技術內(nèi)生機制。因此，大型企業(yè)要結(jié)合企業(yè)自身技術積累以及區(qū)域優(yōu)勢資源，以塑造核心技術能力為突破口，重新審視和集聚全社會范圍內(nèi)的有利于技術內(nèi)生化的一切資源，加快自主知識產(chǎn)權(quán)技術的科研攻關，確立大型企業(yè)在國內(nèi)外競爭中的技術領先地位。

（4）技術內(nèi)生化戰(zhàn)略與企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略相結(jié)合的原則。我國大型企業(yè)因為受到各種因素制約，并未實現(xiàn)外生技術的有效吸收與創(chuàng)新，長久以來的一些技術瓶頸也未能得到根本克服，大型企業(yè)一直在走外延式增長的路子。這就要求我國的大型企業(yè)在現(xiàn)代企業(yè)制度下，在制定全新的面向國際市場的發(fā)展戰(zhàn)略中，應將技術內(nèi)生化戰(zhàn)略與企業(yè)自身的發(fā)展規(guī)模和增長模式有機地銜接起來，尤其要明確技術內(nèi)生化在企業(yè)發(fā)展不同時期的程度與比重，這樣才能保持基于外部投入形成的大型企業(yè)獲得持續(xù)注入的內(nèi)生技術的支撐，實現(xiàn)我國大型企業(yè)的內(nèi)生型增長。美國企業(yè)在19世紀組建之初主要通過采購歐洲的先進技術和設備進行生產(chǎn)，但很快就實現(xiàn)了企業(yè)規(guī)模與技術內(nèi)生化的有機結(jié)合，并在20世紀中后期，大型企業(yè)基本實現(xiàn)了依靠內(nèi)生技術擴展的競爭局面。如貝爾實驗室（AT&T）在1947年開發(fā)出的晶體管技術，德克薩斯儀器公司在1959年開發(fā)出的集成電路、1988年的量子隧道三極管，科學數(shù)據(jù)公司和施樂公司在60年代末形成的第3代電子計算機制造技術等。

0引言

適應性理論認為，人們可以根據(jù)原因變量的實際值對結(jié)果變量進行預期，但實際往往達不到預期的結(jié)果，需要對變量的預期值進行調(diào)整。于是，在消費函數(shù)的研究中，假設第t時期的消費預期值Cte是收入的函數(shù)，即Cte=α+βYt（1）表示消費者按收入決定自己的消費預期。而由于種種原因，實際消費與預期消費值之間存在如下關系：Ct-Ct-1=λ(Cte-Ct-1)（2）其中λ為調(diào)整系數(shù)。可以將該式寫為：Cte=1λCte+λ-1λCt-1（3）適應性預期假說消費模型（Cagen,1956）是非內(nèi)生化理論模型，模型沒有引入適當?shù)膬?nèi)生與外生參數(shù)，其量分析方法過于一般化，沒有考慮微觀因素。因此，在對現(xiàn)實消費狀態(tài)的模擬中，與實際存在較大差異。本文擬利用拉姆齊模型跨期消費的動態(tài)分析參數(shù)對適應性預期假說模型進行內(nèi)生化改進，以期使改進后的模型能夠合理地對現(xiàn)實經(jīng)濟社會中的居民消費狀況進行模擬與動態(tài)分析。

1跨期消費與拉姆齊模型中的外生參數(shù)拉姆齊模型是描述實現(xiàn)家庭消費效用最大化決策條件下的跨期消費動態(tài)模型，得到這一模型應構(gòu)建消費的目標函數(shù)模型和消費約束條件等基礎模型。

假設U(c)為家庭消費的效用函數(shù)，并假設家庭獲得的總效用是在無限期界內(nèi)得到的，即t→∞；用L表示家庭的規(guī)模，其在0時刻規(guī)定為1，則在t時刻有L(t)=詛nt，其中n為人口增長率，從而有l(wèi)nL(t)=nt，lnL(0)=0，即L(0)=1，詛-ρt為調(diào)整因子，ρ為貼現(xiàn)因子。這樣，家庭的消費效用模型為：u=∞0乙u[c(t)]詛-(ρ-n)tdt（ρ>n）（4）以上方程通過漢密爾頓函數(shù)可以推出:r=ρ-du''''(c)/dtu''''(c)=ρ-u''''''''(c)cu''''(c)=ρ-u''''''''(c)cu''''(c)·cc（5）（5）式中r是資本報酬率（儲蓄回報率）；ρ是現(xiàn)在消費可以避免的效用貶值損失的比率，即時間偏好率。它的意義在于表明了消費選擇的準則是使資產(chǎn)報酬率要等于時間偏好率和由于人均消費提高而引起的邊際消費效用下降的速度之和，說明了現(xiàn)在儲蓄回報率必須等于消費的回報率。消費函數(shù)為c(t)=c(0)詛（1/θ）[r(t)-ρ]t，總效用函數(shù)u(c)詛-(ρ-n)t中u(c)的選擇必須要滿足消費決策的基本條件，即當r和c觶/c（消費增長率）為常數(shù)時，u''''''''(c)u''''(c)·c就要近似的為一個常數(shù)，所以得到：u(c)=c1-θ-11-θ。其中θ為風險規(guī)避系數(shù)，即期效用函數(shù)u(c)=c1-θ-11-θ，分別求一階導數(shù)和二階導數(shù)，就有u''''''''(c)cu''''(c)=-θc-1-θcc-θ（6）這里的θ為常數(shù)，所以風險規(guī)避系數(shù)θ為外生參數(shù)?？梢缘玫剑篶觶c=1θ(r-ρ)（7）2適應性預期消費模型的內(nèi)生化改進本文擬將拉姆齊跨期消費模型的外生參數(shù)引入適應性預期假說消費函數(shù)模型，其中引入的內(nèi)生變量包括無風險利率r、人均消費增長額C觶，外生變量包括風險回避系數(shù)θ、時間偏好率ρ，從而使原有的適應性預期假說消費函數(shù)模型內(nèi)生化。式（2）變形可得Ct=Ct-1+λ(Cte-Ct-1)（8）將Cte=α+βYt代入式（8），可得Ct=λα+(1-λ)Ct-1+λβYt（9）將式（7）變形可得Ct-1=C觶/1θt(rt-ρ)（10）建立聯(lián)立方程組Ct=λα+(1-λ)Ct-1+λβYtCt-1=C觶/1θt(rt-ρ)（11）得出內(nèi)生化適應性預期假說消費模型Ct=λα+(1-λ)C觶θrt-ρ+λβYt（12）3內(nèi)生化適應性預期消費計量模型的實證分析3.1指標選擇與計算根據(jù)式（12），建立我國內(nèi)生化適應性預期假說消費計量模型所需的數(shù)據(jù)包括，居民人均消費額Ct，居民人均收入額Yt，居民的風險回避系數(shù)θt，無風險利率rt，時間偏好率ρ。根據(jù)中國統(tǒng)計年鑒，人均最終消費Ct是按照國民經(jīng)濟核算中的GDP支出法中的最終消費支出計算的。我國居民人均收入Yt，是在中國經(jīng)濟年鑒中查得的“城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入”和“農(nóng)民家庭人均純收入”，在以農(nóng)村和城鎮(zhèn)人口比重為權(quán)數(shù)，加權(quán)平均后得到的我國人均收入（見表1）。無風險利率是指把資金投資于某一沒有任何風險的投資對象而能得到的利息率，而實際上并不存在無風險的利率。相對而言,國家發(fā)行的債券尤其是短期的國庫券,有國家信用和稅收的擔保,因此通常把它的利率作為無風險利率。本文采用中國的國債利率作為無風險利率。我國的國債的發(fā)行利率的變化受宏觀經(jīng)濟形勢、發(fā)行期限長短的影響，且每年發(fā)行的國債的期限都不相同。國外的文獻中，大都采用三個月的短期國債的利率作為無風險利率，但是我國的國債大都是三年及以上的，所以本文采用我國三年期的國債利率數(shù)據(jù)。如果數(shù)據(jù)缺失，則以近似期國債利率代替。

時間偏好率ρ在拉姆齊模型中也是一個重要的外生參數(shù)，是指“現(xiàn)在消費可避免的效用貶值損失的比率”。論文巴羅曾以經(jīng)驗數(shù)據(jù)為基準，設ρ值為0.02。應用基于最優(yōu)消費決策的ρ值經(jīng)驗估算模型測算θ值[2]，對測算結(jié)果的檢驗表明，ρ值在0.01~0.03之間的變化對顯著性檢驗的影響很小，因而本文的數(shù)據(jù)使用ρ=0.02。

本文應用基于阿羅—普拉特風險測量的θ值經(jīng)驗數(shù)據(jù)測量模型A-P[2]進行風險回避系數(shù)的測算，計算結(jié)果如表2。求得各個時期θi的平均值θ，即外生參數(shù)θ。其測算公式為：θi=rie-rini=1Σ(rie-ri)2/nθ軈=ni=1Σθi/n（i=1,2…n）（13）年份198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006全國人均最終消費（元）634.5714.1886.2990.61057.51216.71468.21847.82439.93034.03588.53894.14135.04423.14853.65240.15581.15993.36695.57481.38399.8全國居民人均收入（元）540.5599.2709.2804.4903.9975.81125.21385.11869.72363.32813.93069.83250.23477.63711.84058.54518.94993.25644.66366.67174.7無風險利率0.10000.14000.14000.10000.10500.13960.13960.14500.14020.14000.13060.09180.06690.03510.02890.02890.02210.02320.02570.03320.0324全國人均消費增加額（元）6979.6172.1104.466.9159.2251.5379.6592.1594.1554.5305.6240.9288.1430.5386.5341412.2702.2785.8918.5表1消費選擇模型所需指標數(shù)據(jù)資料來源：《中國統(tǒng)計年鑒2007》，中國統(tǒng)計出版社，2007。年份1985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006含風險利率re0.42910.15760.30490.37320.14160.06190.36930.42250.40190.40960.29950.18930.17570.10870.07420.25120.19670.12930.21620.29160.23010.2211無風險利率rf0.10.10.140.140.10.1050.13960.13960.1450.12790.09180.07110.03280.02890.02890.02240.02320.02520.03240.03140.080.1re-rf0.32910.05760.16490.23320.0416-0.04310.22970.28290.25690.28170.20770.11820.14290.07980.04530.22880.17350.10410.18380.26020.15010.1211(re-rf)20.10830.00330.02720.05440.00170.00190.05280.08000.06600.07940.04310.01400.02040.00640.00210.05230.03010.01080.03380.06770.02250.0147θ值9.131.604.586.471.15-1.206.377.857.137.825.763.283.972.211.266.354.812.895.107.224.173.36表2基于A-P模型的中國居民消費θ值測算結(jié)果注：結(jié)果由A-P模型計算得出。年份1986198719881989199019911992Mt2200.41226.02138.13767.37006.11999.92741.8年份1993199419951996199719981999Mt4361.66668.79327.114371.88612.511917.423324.4年份2000200120022003200420052006Mt8170.69598.013689.99218.811344.816411.720041.7表3各期M的值計算變量CMtYtAR(1)AR(2)系數(shù)263.67-0.011.171.50-0.67標準差193.780.000.050.210.23t檢驗1.36-2.6024.207.09-2.92P值0.200.020.000.000.01表4模型檢驗結(jié)果式（3）中rie為含風險利率，ri為無風險利率，θi式為各年度θ值經(jīng)驗估算數(shù)據(jù)。由（13）求出的外生參數(shù)θ為4.39。將式（12）中的C觶θrt-ρ定義為輔助變量Mt，計算各期Mt的值，如表3。

一、在我國上市公司中推行獨立董事制度，旨在維護公司整體利益，尤其是保護中小股東的合法權(quán)益。從3年多的實踐來看，其實際效果與初衷相去甚遠，從鄭百文事件到科龍事件就是典型的例證。專家學者們對該制度的不足之處爭論彼多。從制度層面上看，獨立董事制度沒有納入到《公司法》等相關法律中，僅僅作為證監(jiān)會審批和考察上市公司的指導意見，不具備法律上的約束力。從激勵機制上看，獨立董事薪酬激勵的傳統(tǒng)理論解釋是委托理論，而獨立董事的獨立性要求則與該理論存在不可調(diào)和的矛盾，從而制約了獨立董事行權(quán)的積極性。從實際操作來看，有關獨立董事行權(quán)的實施細節(jié)不夠規(guī)范，導致他們在公司利益制衡機制中處于弱勢。為此，本文以國有控股上市公司為主要對象，提出了獨立董事制

度的二階段發(fā)展模式。

二、獨立董事制度的外生化

外生化是指通過公司法、上市規(guī)則等法律法規(guī)強制要求設置獨立董事，并建立相應的法律法規(guī)。外生化的獨立董事制度，可以在制度空白的基礎上迅速構(gòu)建較為完善的獨立董事制度，而監(jiān)管部門也可以對公司治理結(jié)構(gòu)的缺陷進行強制性的糾正。

1．盡快確立獨立董事的法律地位。在《公司法》中，要確立獨立董事的法律地位，充分考慮獨立董事與其他董事之間權(quán)利義務的平衡，考慮獨立董事和監(jiān)事會之間的權(quán)利分工，考慮獨立董事運作的財務管理、信息披露、利潤分配以及其他制度環(huán)境，增加有關獨立董事在董事會成員中的比例以及權(quán)利、義務、職責、作用的法律條文。在此基礎上，由中國證監(jiān)會等部門制定《獨立董事條例》，對獨立董事任職條件、產(chǎn)生程序，發(fā)表意見的原則以及薪酬等問題作出原則規(guī)定，并對獨立董事的過失追究提出原則意見，要求上市公司的章程中必須載明獨立董事行權(quán)的具體方式和方法。證券交易所依據(jù)上述規(guī)定，制訂上市公司獨立董事指導意見和章程指南，對不同主導產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)的上市公司獨立董事的具體人數(shù)、具體條件、獨立性解釋、薪酬范圍、發(fā)表意見的具體方式以及責任追究的程序作出具體規(guī)定，也應對獨立董事在重大問題上必須堅持的原則和立場進行規(guī)范。

2．設立獨立董事管理委員會，推行獨立董事的專業(yè)化。

摘要：本文從人力資本概念入手，著重介紹以人力資本的投入產(chǎn)出為基礎和以技術內(nèi)生化經(jīng)濟增長模型為基礎的人力資本測度體系，并試對人力資本測度方法做一個綜述。

關鍵詞：人力資本；測度方法；綜述

提高人力資源的質(zhì)量需要進行投資，而這種投資行為獲取的人力資本流量、存量究竟為多大，這就需要對人力資本投入和產(chǎn)出進行測度，本文從人力資本的概念入手，力圖對人力資本的測度方法做一個綜述。

一、人力資本測度的角度

對勞動力要素的研究的不斷深入導致了人力資本的概念的提出，另一方面對人力資本概念不同程度的理解也決定了人力資本測度的角度。

我們可以把人力資本看作是活的資本、投資的結(jié)果、能帶來收益的資本。作為活的資本，它凝結(jié)于勞動者體內(nèi)，表現(xiàn)為人的知識、技能、經(jīng)驗、健康、體能，其中真正反映人力資本質(zhì)量的是勞動者的智能，人力資本數(shù)量即為擁有智能來創(chuàng)造價值的勞動力的數(shù)量。但是對這種無形的勞動力智能本身無法進行精確度量。因此測度人力資本一般從兩個角度：一是從人力資本的直接投入角度度量，即認為人力資本由投資費用轉(zhuǎn)化而來，沒有費用的投入就不會得到，因此對人力資本的計量,是對人力資本投入費用的歸集；二是從人力資本的產(chǎn)出的角度度量，認為勞動力擁有的人力資本價值,可通過生產(chǎn)勞動的轉(zhuǎn)移、交換、并實現(xiàn)價值的增值而體現(xiàn)，對人力資本貢獻的度量實際上也是對人力資本存量的測度。

編者按：本文主要從人力資本測度的角度；人力資本測度方法的雛形；以人力資本投入產(chǎn)出過程為基礎的人力資本測度；以技術內(nèi)生化經(jīng)濟增長模型為基礎的人力資本測度；人力資本測度方法評述進行論述。其中，主要包括：提高人力資源的質(zhì)量需要進行投資、對勞動力要素的研究的不斷深入導致了人力資本的概念的提出、人力資本測度方法是隨著人力資本理論的發(fā)展而不斷的發(fā)展的、經(jīng)濟增長關系中具有人力資本要素內(nèi)涵的理論框架、舒爾茨的研究、舒爾茨是從探索經(jīng)濟增長和社會財富的積累而逐步踏上研究人力資本的道路的、貝克爾的研究、技術內(nèi)生性增長理論的思想源頭是阿羅《邊干邊學》中指出的、盧卡斯將人力資本作為一個獨立要素納入經(jīng)濟增長模型、人力資本投入的產(chǎn)出效益往往不直接表現(xiàn)為實物產(chǎn)值的增加等，具體請詳見。

摘要：本文從人力資本概念入手，著重介紹以人力資本的投入產(chǎn)出為基礎和以技術內(nèi)生化經(jīng)濟增長模型為基礎的人力資本測度體系，并試對人力資本測度方法做一個綜述。

關鍵詞：人力資本；測度方法；綜述

提高人力資源的質(zhì)量需要進行投資，而這種投資行為獲取的人力資本流量、存量究竟為多大，這就需要對人力資本投入和產(chǎn)出進行測度，本文從人力資本的概念入手，力圖對人力資本的測度方法做一個綜述。

一、人力資本測度的角度

對勞動力要素的研究的不斷深入導致了人力資本的概念的提出，另一方面對人力資本概念不同程度的理解也決定了人力資本測度的角度。

摘要：本文介紹了孫偉教授診治慢性腎病的學術思想及經(jīng)驗總結(jié)。慢性腎臟病屬中醫(yī)學的“腰痛”“關格”“虛勞”等范疇，發(fā)病主要與脾腎關系密切。慢性腎臟病若發(fā)展至終末期階段，都要進行腎臟替代治療。孫偉教授認為腎虛濕瘀是慢性腎臟病基本病機，并應用“濕熱傷腎”理論系統(tǒng)闡釋了該病的診治方案。認為濕熱是本病進展的啟動因子，腎元虧虛為發(fā)病之本，瘀毒是濕熱傷腎的病理結(jié)局，明確了濕熱證的診斷要點，確立了益腎清利活絡治療原則，從而延緩腎功能進展。

關鍵詞：孫偉；濕熱傷腎；慢性腎臟病

經(jīng)驗介紹孫偉教授是南京中醫(yī)藥大學教授、博士生導師、著名中醫(yī)腎病專家，江蘇省名中醫(yī)，江蘇省第二批中醫(yī)藥師帶徒傳承老師，國家中醫(yī)藥管理局腎病重點學科帶頭人，師從朱良春、鄒燕勤國醫(yī)大師，曾任中華中醫(yī)藥腎病分會副主任委員、世界中醫(yī)藥學會聯(lián)合會腎病分會副會長、江蘇省中醫(yī)藥學會腎病專業(yè)委員會主任委員，長期致力于中醫(yī)防治慢性腎臟病的研究。本人有幸專程在孫偉教授身邊隨診學習6個月，茲就個人學習之心得做一簡要總結(jié)以饗同道。慢性腎臟病是我國最主要的慢病之一，2012年在Lancet上發(fā)表的“中國慢性腎臟病流行病學調(diào)查”結(jié)果顯示，成年人群中慢性腎臟病的患病率為10.8%，估計我國現(xiàn)有成年慢性腎臟病患者1.2億[1]，一旦發(fā)展到終末期階段，都要進行腎臟替代治療，給社會和家庭帶來了沉重的負擔。2002年KDOQI提出慢性腎臟病根據(jù)分期不同患者的治療方案和目標就不同，早期）（CKDG1-3a期）主要針對危險因素（血壓、血糖）的干預、腎素血管緊張素系統(tǒng)抑制劑的合理使用、其他代謝因素（脂代謝紊亂、肥胖）的控制、飲食以及生活方式的調(diào)整，中晚期（CKDG3b-G5ND）除上述治療措施外重點應放在CKD并發(fā)癥的處理（如腎性貧血、酸中毒、電解質(zhì)紊亂）和合并癥的防治策略上[2]。多項研究結(jié)果表明，CKD的早診斷、早干預能夠顯著改善患者預后[3-4]，但我國慢性腎臟病存在高患病率、低知曉率、低篩查率、低治療率的特點，往往發(fā)現(xiàn)時已進入中晚期，而此階段現(xiàn)代醫(yī)學治療有限，很快發(fā)展至終末期腎病，給我國慢性腎臟病的防控帶來了巨大困難，而中醫(yī)藥治療有其無可比擬的優(yōu)勢，因此利用祖國中醫(yī)學深入挖掘慢性腎臟病的病因病機及診治方案勢在必行，有利于積極有效得防控慢性腎臟病向尿毒癥進展。孫偉教授對該病專研四十余載自出機杼提出“濕熱傷腎”理論，在該理論指導下治療慢性腎臟病其臨床療效顯著，具有重要的學術和臨床價值。

1“濕熱傷腎”理論提出

慢性腎臟病屬于中醫(yī)的腰痛、水腫、慢性腎風、關格、虛勞等范疇，多因先天稟賦不足，外感六淫之邪，內(nèi)傷飲食、勞倦所致；現(xiàn)代醫(yī)家諸多認為此病在于脾腎虧虛，夾有水濕、濕熱、濁毒、血瘀所致，屬本虛標實，病情纏綿難愈，病程長、預后不佳。孫偉教授守正創(chuàng)新提出了慢性腎臟病以腎虛為本，濕熱為基，血瘀為果的理論[5]，明確提出腎虛濕瘀為基本病機，濕熱是慢性腎臟病進展的啟動因子，確立了“濕熱傷腎”理論。孫偉教授認為，慢性腎臟病是腎之本氣自病，以腎虛為根、濕熱為要，《醫(yī)方考》云：“下焦之病，責于濕熱”，因此“腎虛濕熱”可看作慢性腎臟病病因病機的總概括[6]。近年來，大量的臨床研究證實，濕熱證是腎臟病的常見證型，在其發(fā)生、發(fā)展、轉(zhuǎn)歸及預后中發(fā)揮著重要的作用，是慢性腎臟病纏綿難愈和反復發(fā)作的主要原因，故從濕熱論治是中醫(yī)治療腎臟病的重要方法[7]。濕熱傷腎體現(xiàn)在濕熱盛行、損傷腎臟病理及產(chǎn)生瘀毒等方面，是慢性腎臟病進展的一個關鍵環(huán)節(jié)。

1.1濕熱盛行是啟動因子

本文作者：唐龍工作單位：重慶科技學院

發(fā)明、創(chuàng)新和技術進步促進經(jīng)濟增長的傳導機制

發(fā)明、創(chuàng)新和技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻歷來是增長經(jīng)濟學家研究的熱點問題。在早期經(jīng)典理論經(jīng)濟學中，發(fā)明、創(chuàng)新和技術進步主要是通過移動生產(chǎn)函數(shù)或者生產(chǎn)可能性曲線促進經(jīng)濟增長；其傳導機制通?？蓜澐譃槿齻€階段———創(chuàng)造新產(chǎn)品和新工藝的發(fā)明，把發(fā)明轉(zhuǎn)化為商業(yè)應用的創(chuàng)新，以及把創(chuàng)新擴散到整個經(jīng)濟社會（新帕爾格雷夫經(jīng)學大詞典，1996）。[9]理論界通過經(jīng)濟增長核算發(fā)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟增長最核心的根源，由此對技術進步和創(chuàng)新研究的興趣高漲。哈羅德———多馬經(jīng)濟增長模型和新古典經(jīng)濟增長模型將技術進步作為外生因素，通過總量生產(chǎn)函數(shù)將其納入經(jīng)濟系統(tǒng)，闡述了技術進步是經(jīng)濟長期持續(xù)增長的原因，使經(jīng)濟增長模型對各國經(jīng)濟增長的現(xiàn)實變得更加有解釋力。但是，這些經(jīng)濟模型在以下幾方面受到學術界廣泛的爭論。一是技術進步的簡單概念是被塞進總量生產(chǎn)函數(shù)作為一項來分析的，包含一切導致生產(chǎn)函數(shù)移動的要素。這種說法過于籠統(tǒng)，無法準確描述技術進步的原因，易忽略現(xiàn)實技術進步的某些重要方面。二是把技術進步作為外生變量，絲毫不依賴資本積累和經(jīng)濟體系內(nèi)的其他變量，使技術進步成為“無源之水，無本之木”。三是技術進步無需成本，與現(xiàn)實經(jīng)濟中技術進步需要大量研發(fā)投入、高額技術轉(zhuǎn)化成本的事實不符。四是為使穩(wěn)定增長成為可能，技術進步采取哈羅德中性技術進步的假定，但卻不能解釋是什么理由以及依靠什么機制使得技術進步正好是哈羅德中性的?；谏鲜隽信e的諸多原因，以一個不變比率進行的非物化技術進步概念不能得到令人滿意的解釋，需要提出更為成熟的經(jīng)濟增長模型。理論界一條重要的研究思路是將技術進步促進經(jīng)濟增長的傳導機制由外生因素到內(nèi)生因素轉(zhuǎn)變。技術進步內(nèi)生化經(jīng)濟增長模型主要試圖解釋發(fā)明和創(chuàng)新的速率與偏向內(nèi)在地由經(jīng)濟系統(tǒng)決定，基本沿三條路徑展開研究。一條路徑是進一步拓展生產(chǎn)要素的內(nèi)涵，將技術進步物化到生產(chǎn)要素中，通過“有效生產(chǎn)要素”的概念改變先前生產(chǎn)函數(shù)關于生產(chǎn)要素性質(zhì)的某些假定，使經(jīng)濟持續(xù)增長成為可能，如時期性經(jīng)濟增長模型（Solow，R.M.1960）。[10]該模型認為，新的投資是新思想的傳導機制，提高新投資的比率會影響技術進步的速率；其邏輯傳導路徑是資本形成→工業(yè)設備的現(xiàn)代化→技術進步→經(jīng)濟增長。這種新投資的比率影響技術進步速率的內(nèi)生化思路重新肯定了經(jīng)濟增長過程中資本積累的重要性，并為測度資本積累和技術進步在經(jīng)濟增長中的相對貢獻提供了新依據(jù)。人力資本模型是將技術進步物化到勞動力生產(chǎn)要素的另一嘗試，通過對人力資本投資改進人口質(zhì)量提高勞動生產(chǎn)率（Schultz，TheodoreW.，1961）。[11]第二條路徑是將知識和技術作為一個獨立的生產(chǎn)要素變量納入生產(chǎn)函數(shù)，通過建立多部門經(jīng)濟增長模型，將知識的外溢效應與傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的邊際生產(chǎn)力遞減規(guī)律有效地統(tǒng)一起來，仍然在完全競爭均衡的基本分析框架下解釋經(jīng)濟持續(xù)增長的原因。這種內(nèi)生化技術變化的思路最早由宇澤弘文嘗試（Uzawa，H.，1962，1963），[12]后由以羅默、盧卡斯和格羅斯曼等為代表的新增長理論家繼承和發(fā)展。第三條路徑是提出一些新的生產(chǎn)函數(shù)來代替總量生產(chǎn)函數(shù)對技術進步的刻畫。如技術進步函數(shù)（Kaldor，N.1955，1962）與創(chuàng)新可能性邊界（Kennedy，C.1962，1964，1966）兩種經(jīng)濟模型一改先前將資本積累與技術進步分開描述的不足，闡述了要素積累率與技術進步在經(jīng)濟增長進程中的相互作用，以及要素積累率對技術進步偏向的影響。但是，技術進步的原因與速度在這些模型中仍然沒有得到清楚的說明。20世紀80年代以來，一方面，理論界沿著技術進步和創(chuàng)新內(nèi)生化的機制將研究繼續(xù)深化。羅默從知識積累產(chǎn)生于資本積累的角度（Romer，PaulM.1986）、[13]盧卡斯（Lucas，RobertE，Jr.1988）[14]從人力資本積累的外部效應角度進一步深化了技術進步內(nèi)生化機制。以羅默的第二代模型為起點，新增長理論家開始引入成本的概念直面研究知識積累和創(chuàng)新的來源及傳導機制，指出只要創(chuàng)新的收益大于研發(fā)成本、創(chuàng)新的溢出效應足夠大，經(jīng)濟增長就能自我維持。另一方面，理論界進一步拓展了技術進步的表現(xiàn)形式，打破了完全競爭均衡的傳統(tǒng)分析框架，將產(chǎn)品品種增加和質(zhì)量升級納入技術進步的表現(xiàn)形式，嘗試在壟斷競爭的新經(jīng)濟環(huán)境下，注意非均衡動態(tài)路徑，引入研發(fā)投入、“創(chuàng)造性破壞”、行業(yè)領先者等因素分析經(jīng)濟增長根源和傳導機制，得到了許多對中國以科技創(chuàng)新支撐經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變更有指導意義的研究結(jié)論。

科技創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變支撐的績效評價

早期西方經(jīng)典理論以經(jīng)濟增長為主題，按全要素增長率作為劃分經(jīng)濟增長方式類型的標準，認為如果全要素生產(chǎn)率（TFP）對經(jīng)濟增長率的貢獻度在50%以下，基本屬于粗放型的經(jīng)濟增長；達到和超過50%，則屬于集約型經(jīng)濟增長。[15]20世紀50年代以來，西方經(jīng)濟學界發(fā)表了一系列論文、書籍和專著，試圖或簡或繁地計量技術進步對形形色色國家經(jīng)濟增長的貢獻。索洛余值法確立了早期經(jīng)濟增長核算的基本分析框架，該方法將全要素生產(chǎn)率的增長視為技術進步，對美國1909~1949年的經(jīng)濟增長情況進行了實證測度，得出技術進步是經(jīng)濟增長主要源泉的結(jié)論（Solow，R.M.1957）。[16]這種測度結(jié)論的準確性在20世紀60年代以后逐漸在兩方面受到經(jīng)濟學家的質(zhì)疑：一是將余值部分全部歸為技術進步因素，排除了其他因素影響，夸大了技術進步的作用；二是將資本投入和勞動投入視為同質(zhì)的假定既不符合實際情況，也忽視了要素投入結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的改善對經(jīng)濟增長貢獻度的衡量。對此，學術界持續(xù)地改進了以全要素生產(chǎn)率衡量技術進步的精準度。如丹尼森將知識的進展從全要素生產(chǎn)率中單列出來，并從總量層面上考慮了勞動投入的多樣性，從而極大地縮小了經(jīng)濟增長中不能直接由實證測度因素所解釋部分的大小，并細化了勞動投入對經(jīng)濟增長貢獻的認識（Denison，E.F，1962）。[17]喬根森在丹尼森研究的基礎上進一步探討了經(jīng)濟增長因素中資本投入因素的多樣性，并落腳在各產(chǎn)業(yè)部門而不是總量生產(chǎn)函數(shù)的層次上分析經(jīng)濟增長的源泉，從而進一步縮小了“余值”的范圍（Jorgenson，D.W.，1967）。[18]20世紀90年代以來，越來越多的學者認識到經(jīng)濟增長在多大程度上歸因于全要素生產(chǎn)率的改進以及在多大程度上歸因于投入的增長都依賴于構(gòu)造投入度量的方法。于是，一部分學者在進行經(jīng)濟增長核算分析時，嘗試對不同國家生產(chǎn)率與投資（Grossman，GeneM.andElhananHelpman.，1994）[19]以及生產(chǎn)率與人均收入之間（Islam，Nazrul.，1995;Klenow，peterJ.andAndresRodriguez-Clare.，1997）[20][21]的關系進行實證測度，以期對影響全要素增長率的因素進行更深入地研究。27與此同時，也有一些學者反對將全要素生產(chǎn)率作為對技術變化的度量（K.I.CarlawandLipsey，R.G，2002，2003），[22]認為因為大量技術變化涉及資源有成本地向研究和發(fā)現(xiàn)活動配置，這些資源僅得到正?；貓?，當技術被發(fā)現(xiàn)且實施時，技術變化的價值轉(zhuǎn)化為投入成本，全要素生產(chǎn)率的增長應該為零。還有一些學者從更廣泛的角度，如全球創(chuàng)新指標（Stella.Liu，2011）和衡量地區(qū)（TimothyF.Slaper，2010）、一個城市（MichaelR.Bloomberg，2010）或一個行業(yè)創(chuàng)新能力指標體系（DavidJ.Spielman，2011）對科技創(chuàng)新支撐經(jīng)濟增長的力度進行了實證研究。這些最新的研究成果進一步開闊了研究科技創(chuàng)新支撐經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的績效評價視野?？偟膩碚f，盡管全要素生產(chǎn)率作為技術進步與創(chuàng)新的近似度量還存在一些質(zhì)疑甚至爭議，但將之作為衡量技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻率和劃分經(jīng)濟增長方式的判斷標準仍是一個有較高認可度的指標；不過，理論界還需要結(jié)合最新的研究成果進一步完善與之相關的績效評價。

發(fā)明、創(chuàng)新和技術進步的原因

［摘要］為解決高鹽廢水處理因水質(zhì)和水量波動導致外排不穩(wěn)定的問題，國內(nèi)某煉化企業(yè)采用不改變原有生化系統(tǒng)工藝流程和設施的生物增效技術對其進行處理。結(jié)果表明，增效后BAF出水COD降低21.9%，氨氮降低77.2%，總氮去除率提高了44.6%；生化單元出水COD穩(wěn)定在50～60mg/L，氨氮為1mg/L左右，生物增效效果顯著。該技術的實施有利于降低深度處理單元處理壓力，實現(xiàn)降本增效，為含鹽廢水處理的穩(wěn)定運行提供了有力保障。

［關鍵詞］生物增效；煉化廢水；生物菌劑；高鹽

廢水化學驅(qū)油技術〔1〕的大規(guī)模應用以及加工原油劣質(zhì)化程度的不斷提高使得石油煉化行業(yè)廢水處理難度加大，廢水水質(zhì)和水量的波動對現(xiàn)有污水處理裝置的處理能力造成巨大壓力。國內(nèi)某煉化企業(yè)高鹽廢水處理系統(tǒng)2018年4～5月的外排水COD和氨氮超標率分別在15%和39%，企業(yè)外排壓力加大。由于生產(chǎn)來水中含有HPAM為15.3～56.9mg/L，影響了后續(xù)渦凹氣浮和溶氣氣浮的除油功能，油質(zhì)量濃度從2～8mg/L提高至13～19mg/L，對后續(xù)生化單元的處理效果造成影響；生化單元進水COD最高達到4700mg/L，超出設計進水COD的15%，加之水中結(jié)構(gòu)復雜的大分子有機物含量的增加使得生化單元的降解難度隨之提高；BAF單元設計出水COD為55mg/L，但實際BAF出水COD為53～82mg/L；另外生化硝化體系也不穩(wěn)定，導致出水氨氮超標。來水水質(zhì)和水量的波動對現(xiàn)有生化單元造成較大壓力，要在現(xiàn)有水質(zhì)情況下達到原設計出水要求，可能的解決方法〔2-3〕主要有：工程改造、化學投加和生物增效。工程改造因存在占地大、經(jīng)費高、建設周期長等問題，短期內(nèi)無法解決企業(yè)外排水質(zhì)超標問題；化學投加可短期起效，但運行成本高，容易引起二次污染和易掩蓋生化單元本身存在的問題。而生物增效〔4-5〕是在生化單元直接投加具有特定功能的生物菌劑和提高營養(yǎng)或降低毒性的生物助劑，并輔以生化工藝運行參數(shù)調(diào)整，進而改善生化系統(tǒng)處理效果的處理技術。生物增效技術無需新增設施設備，可直接提高活性污泥的降解能力，只要所需成本在可以承受范圍內(nèi)，該技術則是企業(yè)解決外排水水質(zhì)不穩(wěn)定的優(yōu)選技術。

1工程概況及排放標準

該煉化企業(yè)同時擁有煉油和化工主要生產(chǎn)裝置16套，原油加工規(guī)模為1200萬t/a，主要生產(chǎn)汽油、航空煤油、柴油、苯、液化氣、丙烯、乙烯裂解料、硫磺、石油焦等15大類1150多萬t石化產(chǎn)品。其廢水處理系統(tǒng)包括含油和含鹽2套系統(tǒng)。針對含鹽廢水的水質(zhì)特點，企業(yè)決定采用生物增效技術來提高現(xiàn)有生化工藝的污染物處理效率。該含鹽廢水處理系統(tǒng)處理水量為150～200m3/h，外排水主要水質(zhì)標準如下：COD≤60mg/L，氨氮≤10mg/L，石油類≤5.0mg/L，TN≤40mg/L，pH6～9。處理工藝流程見圖廢水首先經(jīng)水質(zhì)調(diào)節(jié)、氣浮除油、均質(zhì)等進行預處理，然后采用A/O（MBR）進行二級生物處理，最后經(jīng)臭氧催化氧化、BAF等深度處理達到外排要求后外排或回用。A池有效容積為3120m3；O池（包括膜區(qū)容積）有效容積為5640m3，O池分為4格（1#～4#）；BAF池有效容積為1200m3，分為12格（1#～12#），反洗周期24h。

2生物增效方案

摘要:乳腺癌可歸屬于中醫(yī)學“乳巖”范疇，其發(fā)病主要責之于肝脾二臟，病機關鍵為木郁乘土，故治療可遵循“木郁達之”的基本原則。和法是“木郁達之”指導下的一種治法，是乳腺癌的治法關鍵。逍遙散是和法的代表方劑，通過和解少陽、疏肝健脾，使肝郁得疏，脾弱得健，血虛得養(yǎng)，是治療乳腺癌的主方。附驗案1則以佐證。

關鍵詞:木郁達之；乳腺癌；和法；逍遙散

乳腺癌是女性最常見的惡性腫瘤之一，歷代醫(yī)家普遍認為情志不暢是其主要致病因素。本病中醫(yī)病機為肝郁脾虛，以情志失調(diào)致肝氣郁結(jié)、木郁乘土為致病之主因，故治療可遵循“木郁達之”的基本原則。而“木郁”主要責之于少陽肝膽，“達之”即順從肝木之性使其舒暢條達，不至于過旺而克制脾土。因此，本病的治療關鍵在于疏肝健脾，即以和法和解少陽、調(diào)和肝脾，使木郁得以條達，土虛得以復健，二臟調(diào)和，則諸癥自除。

1乳腺癌之中醫(yī)認識

乳腺癌是女性最常見的惡性腫瘤之一，已經(jīng)成為中老年婦女健康的重要威脅，其病因復雜，目前多認為與遺傳、激素、生殖、營養(yǎng)、環(huán)境等多方面因素相關。本病臨床主要表現(xiàn)為乳房無痛性腫塊，質(zhì)硬，邊界不清，活動度差，且多伴有乳頭糜爛溢液、“橘皮樣”皮膚改變以及腋窩淋巴結(jié)腫大等癥狀[1]。乳腺癌可歸屬于中醫(yī)學“乳巖”范疇，歷代醫(yī)家普遍認為情志不暢、氣機不舒是其主要致病因素?！秼D人大全良方》明確指出：“肝脾郁怒，氣血虧損，名曰乳巖。”《女科撮要》認為：“乳巖屬肝脾二臟郁怒，氣血耗損?！鼻宕鷧侵t在《醫(yī)宗金鑒》中亦提出：“乳癌由肝脾兩傷，氣郁凝結(jié)而成?！比橄侔┰谂R床上大致可分為脾虛肝郁、氣虛血瘀、痰熱凝結(jié)、沖任失調(diào)、氣陰兩虛及肝腎虧虛6個證型，治療上應針對不同證型，辨證施治[2-3]。肝之性喜條達，惡抑郁，主疏泄和藏血，助氣血運行通達乳房。女子以肝為先天，脾胃為后天氣血生化之源。而中老年女性因經(jīng)、孕、產(chǎn)、乳已數(shù)傷于血[4]，若復加后天不足，脾胃虧虛，則氣血更傷。肝脾二臟功能失調(diào)，氣血虧虛，氣不行血，瘀血內(nèi)生，氣不化津，津凝為痰，進而使脈絡不利，痰瘀癌毒循經(jīng)上擾乳絡，遂成乳癌[5]。若正氣不足，加之腫瘤長期消耗，后期亦可出現(xiàn)久病及腎、氣陰兩虛。

2從“木郁達之”探討乳腺癌之病機治法

我們*市是山西南部一個重要的交通樞紐和商貿(mào)物流中心城市?？偯娣e274平方公里，總?cè)丝?3萬，轄3個鄉(xiāng)5個街道辦事處，81個行政村?！笆濉逼陂g，市委、市政府確定的經(jīng)濟和社會發(fā)展的主要奮斗目標是：到20*年，全市國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入在*年的基礎上翻一番，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均財下收入和城鄉(xiāng)居民人均收入跨入全省前十名，提前五年基本實現(xiàn)寬裕型小康，把*建設成為“工貿(mào)市、開放市、省強市和生態(tài)園林城市”。圍繞實現(xiàn)這個目標，近幾年，我們按照省委、省政府和臨汾市的總體要求，堅持以結(jié)構(gòu)整為主線，以項目工作為切入點，以五項創(chuàng)新為動力，不斷推進產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，較好地實現(xiàn)了“一年起步、二年入軌、三年初見效”的聯(lián)合體性目標，為全市經(jīng)濟的持續(xù)快速增長提供了強勁的動力。

———三次產(chǎn)結(jié)構(gòu)進一步優(yōu)化。20*年，我市一、二、三、產(chǎn)業(yè)的比例已由1999年10：44：26調(diào)整為7：46：47，三次產(chǎn)業(yè)的比重趙向合理。

———主要經(jīng)濟指標大幅度增長。20*年，全市國內(nèi)生產(chǎn)總值為18.4億元，比1999年增長41.1%；全市財政收入1.64%億元，比1999年增長65%；城鎮(zhèn)居民人均收入5857元，增長19.7%；農(nóng)民人均可支配收入3643元，增長11.4%。

———一批新的經(jīng)濟協(xié)長點初步形成。1999年以來，我市續(xù)實施工業(yè)調(diào)產(chǎn)“三五”工和，即每年完工投產(chǎn)5個項目，開工建設5個項目，完成前期準備工作5個項目，霸王藥業(yè)、瑞潔生化、湯榮汽配、建邦集團、匯豐建材等一批企業(yè)迅速發(fā)展壯大，形成新的經(jīng)濟增長點，對全市經(jīng)濟增長的貢獻率達到50%以上。

———農(nóng)業(yè)種植業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整初見成效。我們認真實施農(nóng)業(yè)種植業(yè)調(diào)產(chǎn)“6531”規(guī)劃，全市15萬畝耕地已形成4萬畝優(yōu)質(zhì)專用小麥、2萬畝以紅棗為主的經(jīng)濟林、2萬畝以中藥材為主的經(jīng)濟作物和4000畝花卉苗木的種植結(jié)構(gòu)，共完成總調(diào)產(chǎn)規(guī)劃的70%，“百千萬”規(guī)模養(yǎng)殖規(guī)劃也初見成效。

———第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模化發(fā)展。20*年我市各類專業(yè)市場已有38個，市場成交額達到22億元，上繳稅金2400萬元，比1999年增長35%。橋頭品牌服裝市場、亞歐橋汽車摩托車城、金世紀家居城、南西莊家和超市、綠苑花卉市場等一批大型專業(yè)市場建成運營，圖書音像市場、太陽商城、華翔購物廣場等重點商貿(mào)服務業(yè)項目開工在建，進一步擴大了我市商貿(mào)流能優(yōu)勢。