回歸分析論文

引論：我們為您整理了1篇回歸分析論文范文，供您借鑒以豐富您的創作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發您的創作靈感，讓您的文章更具深度。

回歸分析論文:主成分回歸分析農業經濟論文

1指標選取與模型方法

通過研究相關研究文獻，本人總結出農業經濟增長與農業生產自然制約條件、農業人力資本投入、農業生產資本投入、農業生產技術、農業經濟的市場作用、農業生產條件制約因素等密切相關。本文選取了與農業總產值(TVAO)相關性較強且能反映農業經濟增長的10個指標，所選指標包括農業機械總動力(TPAM)、農作物總播種面積（TSA)、受災面積（DA)、農業就業人數（AE)、國家財政農業支出（NFAE)、化肥施用量（AQCF)、有效灌溉面積（EIA）種植業占農林牧漁業的比重(PIR)、農產品生產價格指數(APPI)以及農村中學師生比(SFR)。

在上述所選指標中，農作物播種面積、受災面積反映了農業生產的自然制約條件；國家財政農業支出反映了農業生產的資本投入；農業從業人數屬于農業人力資本范疇；因為農村中學師生比的變動可間接反映農業科技進步與生產效率的變化，我們將其劃為農業生產技術；農產品生產價格指數、農業生產結構調整是農業經濟的市場作用；而機械總動力、化肥施用量、灌溉面積屬于農業生產條件制約因素。

數據源自1985至2012年的《中國統計年鑒》與《中國農村統計年鑒》。在本文的研究中涉及大量的變量，為避免變量間可能具有的多重共線性對參數估計與分析結果的影響，通過主成分分析方法選取適當的相互獨立的能夠較好的反映原變量指標的綜合信息的主成分，并在此基礎上進行主成分回歸，解決多元回歸分析中的多重共線性問題。然而，主成分回歸方法不能夠解決異常值的問題，并且也不能及時、地反映時間序列的數據的變化特征與趨勢。為彌補這個弊端與增加模型的估計精度，本文將主成分回歸這一長期靜態模型的誤差項作為均衡誤差，建立主成分回歸的短期動態的誤差修正模型，以此來修正主成分回歸模型，據此來研究影響我國農業長期經濟增長與短期經濟增長的因素。。

2實證分析

本文對變量進行了自然對數化處理以降低序列短期波動，更把握其長期變化趨勢,并在此基礎上對數據標準化以消除量綱對數據結構的影響。本文所采用的計量方法均使用軟件R進行分析。對因變量進行主成分分析并設置貢獻度閾值為0.8，得到及時主成分F1、第二主成分F2的特征值分別為6.803、2.131，方差的貢獻度分別為0.680、0.213，二者貢獻度之和為0.893，由此前兩個主成分適用于主成分分析，制約因素彈性對值和為0.376。綜合長、短期影響農業經濟增長因素分析的結果，影響農業總產值的及時綜合因素為農業生產條件，且其彈性貢獻度明顯大幅高于其他因素，農業生產條件中農業機械總動力、農村用電量、有效灌溉面積效用均低于化肥施用量及農藥使用量的效用，說明在現有自然制約條件下我國農業增產長期過度依賴于化肥施用量與農藥使用量。數據顯示1980-2012年33年間我國化肥使用量由1269.4萬噸上升至5838.8萬噸，年均增長13.9%，此造成的生態環境的污染與破壞，不利于我國農業的健康可持續發展；農業機械總動力由14745.7千萬W增長至102559千萬W，年均增長21.1%，但現今農機、農業用能投入與發達國家比仍相對不足，具有較大上升空間。

第二綜合因素為市場的作用，33年間農業占農林牧漁業的比重由0.756%減至0.524%，其每減少1%將促使農業經濟長短期分別增長0.135%、0.123%，農產品生產價格指數每增加1%，僅僅刺激農業經濟長短期分別增長0.14%、0.126%，這與農業生產價格指數上升造成農業部門成本增加的壓力過重，利潤預期的減少降低了農業從業人員進行農業生產的積極性有關。第三綜合因素為自然制約條件，其中農作物總播種面積每減少1個百分點，從長期來看，我國農業經濟將萎縮0.136%，短期減產0.12%；我們發現，受災面積對農業總產值的增加起到微弱正向作用，與我們的認知相矛盾，這可能是由于隨著國家的發展，我國應對自然災害的能力得到較大提升，災害的負面影響被預防災害與抗災的日趨完善的工作體系和能力消除所造成的。第四綜合因素為農業生產資本投入，33年間國家財政農業支出由150億元增加至12387.6億元，年均增長250.3%，其增加1個百分點將促進我國農業經濟長期上增長0.133%和短期上增長0.114%。第五綜合因素為農業生產技術，33年間反映農業生產技術的農村中學師生比由0.053591增加到0.0999人，其每增長1%，長、短期上推動農業經濟增長0.075%、0.057%。第六綜合因素為人力資源，我國農業從業人員一個百分點的增長，僅僅使農業總產值長、短期上分別增長0.01%、0.022%，其貢獻微弱與我國農業勞動力過剩及農業部門生產效率低下有關。

3政策啟示

農業生產條件是影響我國農業經濟發展的最主要因素，必須通過改善我國農業生產條件、加大先進農機設備研發投入、保障能源供給、合理化農業用能結構和布局、建立農業機械化公共服務體系及發展機械與水利配套基礎設施、提升農機作業服務的組織化程度來實現我國農業生產現代化，并縮小與發達國家的差距?；逝c農藥的使用雖然對農業生產有著顯著的短期作用和較長的持續效應，卻也嚴重影響了我國農業持續健康發展。據此，我國農業發展必須謹慎合理的使用化肥農藥,要在增加土壤肥力、提升土壤有機質的同時，較大程度的減輕對環境的污染，并通對農業環境的治理保障我國糧食生產的安全性與可持續性，加大宣傳力度，使綠色生產、綠色消費觀念的深入人心。在社會主義市場經濟大背景下，農業經濟部門逐漸并入市場經濟體系，此對農業經濟增長既是挑戰亦是機遇，建立健全農業生產信息的傳播機制以及完善農產品市場信息系統成為必要，以此確保市場信息的及時性與易得性，充分發揮市場的作用來穩定農產品市場價格以及優化農業產業結構。

同時，要繼續完善低收購價和臨時收儲政策、增加國家財政農業支出用于保護農業的補償性支出來保護和調動主產區積極性，切實保護農、牧、漁民的切身利益，維護社會穩定和整個國民經濟的穩定發展。面對我國農業生產自然制約條件，我國需要健全國家及地區間自然災害預警與應對協調機制，加強自然災害的防治能力，并且采取有力措施堅守耕地保護紅線，劃定長期保護基本農田，在扎實推進農村土地整治的同時抑制城市的無序擴張，并以此制定《中華人民共和國糧食安全法》使之成為中國糧食安全的法律保障，確保我國的糧食安全。農業發展的出路在于穩步推進勞動密集的資源依賴型發展模式向現代化的科技知識推動型的轉變。首先，國家財政支出需要增加向農村的教育、經濟、農業科研與技術推廣等方面的投入，不僅可以改善農村教育教學條件、提升農村教育水平，而且對提升農民素質、提高農業科學技術轉化為生產力的效率和農業從業人員的創新能力與勞動生產率具有長遠效應。其次，政府要切實落實強農惠農富農政策，加大培育新型經營主體的力度，穩步加快推進關鍵技術入戶到位，鼓勵發展規模經營，促進種糧水平和效益提高，進而確保我國農業經濟持續增長，牢固農業基礎地位。

作者：沈永昌林義征單位：安徽財經大學統計與數學學院

回歸分析論文:建筑設計藝術與人文環境回歸分析論文

編者按：人是環境的人，環境是人的環境，形式是人和環境所需要的形式。人和環境的交互作用主宰了設計的全過程，這就是建筑設計。隨著社會的發展，藝術的追求，建筑設計被賦予了新的歷史任務，重新尋找失落得與生態環境之間的平衡點。環境問題成了世界的中心話題，人是環境的主體，于是人和環境又成為了建筑創作的中心課題。長期以來一直存在的問題是人和環境之間的關系究竟是怎樣的，到底是人主宰環境還是環境影響了人？本文就此問題進行展開探討。

摘要：隨著社會的發展，藝術的追求，建筑設計被賦予了新的歷史任務，重新尋找失落得與生態環境之間的平衡點。環境問題成了世界的中心話題，人是環境的主體，于是人和環境又成為了建筑創作的中心課題!本文對建筑設計之生態環境的回歸做了簡單的闡述。

關鍵詞：建筑設計環境藝術關系

一、建筑設計

人是環境的人，環境是人的環境，形式是人和環境所需要的形式。人和環境的交互作用主宰了設計的全過程，這就是建筑設計。長久以來一直困惑大家一個問題就是人和環境之間的關系究竟是怎樣的，到底是人主宰環境還是環境影響了人?其實人在空間之中，人和環境的交互作用表現為刺激和效應，效應必須滿足人的需要。需要反映為人在刺激后的心理活動的外在表現和活動空間狀態的推移，也就是人的行為。這二者之間的關系是相輔相成，相互制約的。建筑設計是解決室內空間的使用、美觀的要求，同時在外部形體上，具有一定特性風格的前提下與周圍環境、城市文脈及城市控制性規劃相協調的結果。一個全新的觀念進入了建筑師的思想和他的人民生活之中。此后，建筑逐漸成為空間的，被認為是一連串相互聯系的空間。而何以為空間呢?空間的概念到底是什么?著名建筑學者馮紀忠教授在講課中提出過———建筑是空間，并生動的拿茶壺作比較，壺身是大空間，壺嘴是小空間?？臻g一詞用于建筑是近百年的事情，后來對城市進行設計，空間便移植入城市中，成為城市空間……一直以來，建筑物被西方人看作實體，被看作塑造的主體，建筑師們如同雕塑雕像一樣極力刻畫著建筑物本身。上世紀末，建筑界發生了一場革命，人們看見了原先看不見的“空間”，建筑師們先前的理念殿堂轟然倒塌了，似乎一切都“黑白顛倒”過來。中國人一直以來就不曾把建筑單體當作主體來刻畫。中國建筑工匠的注意力一直在建筑群體上，李允銖曾在《華夏意匠》中講到：“中國的建筑是在平面上展開的”，中國建筑工匠考慮的是建筑與建筑之間的“院落”。中國古代建筑，以“院”為中心組織單座建筑，“院”被稱為一個基本的組織單元，若干院落組成建筑群，所謂“無院不成群”，而院與院的空間感受是絕不相同的，從而產生了豐富多彩的建筑空間效果。西方建筑師則更多的注重了建筑物單體本身，很大精力花在建筑單體的形體塑造上。因此，西方建筑的形體要比中國古代建筑形體復雜得多。另一方面，在城市空間設計上，中國是城市較早的，中國很早就把注意力集中在建筑與建筑之間上了。西方建筑師這樣教授我們什么是空間：這是一種圖底關系。把房子當作實體，周圍環境作底，我們只看得見房子；如果把房子當作底，房子周圍的形狀就出現了，這便是空間。公務員之家

二、建筑設計與環境藝術的關系

建筑僅僅是環境的一個部分，建筑美從整體上說是服從于周圍環境的。“建筑”作為穩定的不可移動的具體形象，總是要借助于周圍環境恰當而和諧的布局才能獲得的造型表現。綠色植物的季節性變化和易修剪的特點使其在營造建筑外部空間環境中成為必不可少的要素之一。獨特的地域景觀建筑的外部空間環境不僅同建筑形象有關，而且同建筑室外綠化景觀密切相關，空間環境的特定性是建筑不同于其他藝術門類的重要特征。生長環境和民族文化喜好的不同使各地域的自然植物景觀呈現出巨大的差異，而建筑與周圍自然環境的結合，不僅反映了人與自然的和諧關系，而且造就了豐富多彩的地域景觀。雖然現代資訊共享帶來人們生活方式、審美取向的日漸趨同，使建筑風格的同化現象不可避免，但迥異的建筑室內外綠化景觀卻為城市面貌帶來迥然不同的人文視覺景觀，這種不易消融的特點使其成為一幢建筑或一座城市最不易磨滅的印記。從城市區域規劃出發設想建筑與大環境的結合：建筑的整體輪廓上，與周圍的現有建筑呼應，立面上虛實對比、色彩處理與環境格調相協調，流線上，符合環境的肌理；從人的感覺出發想象建筑局部小環境的處理：通過人的生理和心理的感受塑造空間，“環境是指與人類密切相關的、影響人類生活和生產活動的各種自然(包括人工干預下形成的第二自然)力量(物質和能量)或作用的總和?！杯h境問題是一個復合而復雜的問題，環境問題的可變性也就決定了“環境問題實質是發展問題”馬克思主義認為自然界“是我們人類即自然界的產物本身賴以生存的基礎”人的存在和生命的延續都依賴于自然界所饋贈的給養；同時，自然界也只有被納入到人的生活軌跡中，才能成為人的現實生活要素。人類的建筑活動作為人類征服自然、改造自然的一種創造性勞動，毫無疑問具有明顯的實用功利目的，但同時又必須兼具審美意識和精神情趣。而地面綠色植物系統作為功能最復雜、結構最龐大的生態系統之一。一直同建筑有著最為廣泛的聯系。

節能生態型建筑的塑造

三、生態環境藝術

建筑設計中除了建筑本身優美動人的造型外，其配套設施也是衡量生態環境的重要指標，城市綠地系統是城市中有生命的基礎設施，在保持城市生態平衡、改善城市面貌方面，具有其他設施不可替代的功效。是我們創造生態環境的一個必不可少的依托條件。只有搞好城市綠化，創造優美、清新、健康、舒適的人居環境才能更好的滿足人民生活的需要。目前全球環保人士呼吁保護好我們的家園，地球是我們家。作為設計師尤其是建筑設計師，營造良好的生存環境，創造宜人的生活空間是我們義不容辭的職責。

四、“生態建筑”不僅僅是指綠色植物的應用，單純的顏色改變，更為重要的是環保材料的應用、環保的施工。在各種污染日益嚴重的今天，為了我們能有個健康的生活環境，設計師義不容辭。建筑是能源消耗的主要領域，人類對于建筑的需求經歷了從遮掩一舒適一健康一綠色這樣一個發展過程。及時個階段是低能耗甚至零能耗階段，第二、三階段是高能耗階段，第四階段即現在所講的生態建筑是高能量效率、大量利用可再生資源，突出強調能源節約和建筑材料資源的循環利用，以及人與自然的和諧，避免和減少建筑過程中對自然環境和資源的損害。目前中國建筑業物質消耗占全部物質消耗總量的15％左右，建筑能耗約占全部能耗的28％，建材生產，建筑活動造成的污染約占全部污染的34％。因此大力發展綠色建筑，推進建筑節能，對于解決中國能源問題，改善環境有著重要意義。同時隨著中國城市化的快速推進，人民生活水平提高對住房需求的增加，中國建筑市場規模將進一步擴大，預計2020年全國房屋建筑面積達690億m2，推進建筑節能的任務將是十分艱巨的。我國生態建筑的發展，應該遵循可持續發展原則，體現綠色平衡理念，充分展示人文與建筑、環境與科技的和諧統一，實現建筑的選址規劃合理、資源利用高效循環、節能措施總和有效、建筑環境健康舒適、功能靈活多樣的目標。

五、結束語

在生態危機日益嚴重，作為走在社會前沿的建筑業，對生態環境的創造更是有著不容忽視作用。城市是人類文明發展的重要標志，而建筑是一個城市的靈魂，一個有著高貴靈魂的城市，必然有高貴的建筑。衡量高貴建筑的一個重要標尺就是建筑以外的配套設施和環境的塑造。人類聚居在一起對人類是有益的，但是對于我們自己生存環境的破壞所可能帶來的后果我們尚未考慮完善。毫無疑問，一個缺乏靈魂和個性的冰冷的建筑并不是我們所需要的。

回歸分析論文:品牌營銷原點回歸分析論文

每天，當我們看到那么多的品牌象流行一樣一閃而過，我們不禁感慨品牌長生不老的秘方在哪里？因為我們為樹起一個品牌付出了太多的代價，我們不甘心傾注了我們“畢生精力”的品牌就這樣煙消云散?？墒俏蚁胫?，您在經營您的品牌的時候，您是否忽視了一個最基本的而又是核心的問題：消費者心智研究，即所謂的品牌定位，定位決定一切，這就是秘訣，其實最簡單的也就是我們最容易忽視的，您會發現品牌營銷的中心都在圍繞著它－“品牌定位”在開展工作，我稱之為品牌營銷的原點回歸。

品牌定位是針對目標市場確定、建立一個獨特品牌形象并對品牌的整體形象進行設計、傳播等，從而在目標顧客心中占據一個獨特的有價值的地位的過程或行動。其著眼點是目標顧客的心理感受；其途徑是對品牌整體形象的設計；實質是依據目標顧客的種種特征設計產品屬性并傳播品牌形象，從而在目標顧客心中形成一個企業刻意塑造的獨特形象。品牌定位并不是針對產品本身，而要求企業將功夫下到消費者的內心深處。

品牌定位的基礎

心理基礎

簡單說品牌定位就是樹形象，目的是在目標顧客心中確立產品及品牌與眾不同的有價值的地位。從某種意義上說，品牌定位實際上是一個基于心理過程的概念。

因為消費者購買多具有非專家購買的特點，購買過程中存在信息不對稱問題，那么決定買或不買某一產品很大程度上取決于對該產品認知的積累及其鮮明的個性和品牌知曉程度。根據美國賓夕法尼亞大學沃頓商學院的一項觀察表明，消費把商品從貨架上拿到購物筐里平均要用12秒，平均只能仔細考慮1.2品牌，消費者選擇某品牌主要依據在于該品牌所能給消費者帶來自我個性宣泄的滿足，在于品牌形象對他們持續而深入的影響，而品牌定位是塑造成功品牌形象的重要環節，是求得目標顧客認同與選擇的重要手段之一。

所以對企業來講，為自己產品在消費者心目中樹立一個鮮明的形象即進行品牌定位是非常必要的，特別是在買方市場條件下，同類產品競爭激烈時，品牌定位更是影響企業成功的重要因素。企業要善于分析消費者對商品需求的心理特征，通過理性的，感性的或情感的品牌定位方式來達到塑造形象，贏得發展的目的，從這個意義上說，企業要善于“攻心”。

市場細分基礎

品牌定位不是盲目的，而是對有針對性的目標市場的，目標市場是企業品牌定位的歸著點，但前提是：市場細分。通過市場細分，能使企業發現市場機會，從而使企業設計塑造自己獨特的產品或品牌個性有了客觀依據。實踐中，如美國鐘表公司通過市場調查，把美國手表市場分為三個子市場：及時個是想買價格低廉，能夠計時的手表的顧客，占美國手表市場的23%；第二個是想買價格適中計時且耐用的手表的顧客，占46%；第三個是想買各種名貴手表，追求其象征性價值的顧客，占31%，當時美國著名的鐘表公司幾乎都將這三類顧客群作為自己的目標市場，而美國鐘表公司當機立斷，選擇一、二類顧客群作為自己的目標市場，開發名為“天美時”(TIMEX)的物美價廉的手表，并大力促銷，結果贏得了消費者厚愛，塑造了自己強力的品牌形象。

所以，以市場細分為前提選擇目標市場，在目標市場進行市場定位、品牌定位（核心），已是企業贏得市場、開拓市場塑造品牌形象的必然選擇。

品牌定位策略

心理迎合

目的：使品牌的心理定位與相應產品的功能、利益相匹配。

消費者的認同和共鳴是產品銷售的關鍵。定位需要掌握消費者心理，把握消費者購買動機，激發消費者的情感，不失時機的進行市場調查。成功的定位一是必須簡明扼要，抓住要點，不求說出產品全部優點（但要以產品真正優點為基礎），但求說出異點。一個公司廣告詞是“留你十塊錢，也留下你的痔瘡”就是一種以創造性方式傳達了“便宜又有效”的定位。二是應能引起消費者共鳴。定位要有針對性，針對目標顧客關心的問題和他們的欣賞水平，如“養生堂”魚鱉丸的廣告：兒子上大學回家，賣了一盒魚鱉丸，父親很不高興訓斥他亂花錢，但到晚上睡了之后卻又打開燈在想：“這兒子還真想著我?！倍ㄎ皇智逦?，易引起正在上大學的孩子們的共鳴。三是定位必須是能讓消費者切身感受到的，如不能讓消費者作為評定品質的標準，定位便失去了意義。

事實上，消費者認知和選購某個品牌的產品，可能是出于理性，也可能出于感覺（如味道），還可能是因為感情共鳴，甚至是直覺喜歡，對不同的產品，企業可根據不同的目標市場，通過透視該市場消費者消費心理，采用不同的定位。如“娃哈哈”果奶“甜甜的，酸酸的，媽媽我要喝娃哈哈果奶”，其訴求重點是感覺和感情；而AD鈣奶“受國際營銷學院推薦，國家保健協會推薦”又改為理性定位。如“喝貝克啤酒，聽自己的”，年輕人，追求獨立個性的人，為了顯示要“聽自己的”會選“貝克”。所以市場調查中把握消費者消費心理動機是定位的基石。

審視品牌環境

目的：使品牌定位與企業資源相協調。

首先，產品上，受品牌產品有用性等因素的限制，品牌定位應有所區別。有的產品使用范圍大，可以以品牌的不同定位滿足不同消費者的不同需求。如在白酒市場上，既有國宴佳釀的茅臺，又有為普通百姓所鐘愛的二鍋頭。但也有些產品使用局限性較大，如家庭洗碗用的白潔布，你無論如何都難以使它與“品質”結緣。這就是說，產品本身的用途決定了無論如何通過品牌宣傳訴求的提升都難以使品牌標定下的產品成為“品質”。因此，品牌定位必須考慮產品本身的特點，突出產品特質，使之與消費者需求相匹配。

另外，在競爭優勢上。品牌定位的成功與否并不一定取決于企業的綜合實力而在于誰能將自己的優勢有效融合到品牌定位的過程中，從而塑造出個性化的品牌。如百事可樂公司發現自己較短的生產歷史竟是一種優勢（即在消費者心中是一個生產新產品的企業），將百事可樂定位于“新一代可樂”，成了“年輕，活潑，時代”的象征。

創造品牌差異

目的：尋求差異點，提煉個性。

應該注意，從競爭角度分析競爭者的定位信息，是為了贏得與競爭產品的比較優勢，而這種比較優勢是針對同一顧客群的，所以，只有目標市場與本企業相同或相似的競爭者定位信息才對本企業有價值。一個小轎車生產商的品牌定位信息對一個卡車生產商的品牌定位是沒有任何意義的。如紅桃K集團在競爭者定位信息分析時發現：在貧血者市場上，大多廠家在滿足市場需求時多以傳統中醫的氣血理論為依據，強調采用一些中藥材進行補血，這些產品符合傳統型消費者對補血用藥的需求，而紅桃K拚棄了同類產品“補血”的叫法，及時次使用了“生血劑”一詞，變被動補血為主動生血，突出了產品高效的形象，營造了自己的品牌優勢，找到了獨特的市場定位。

然而，隨著科技的發展，不少產品已進入“同質化”時代，產品內在差異很難找到，怎么辦？策劃專家葉茂生認為，這就看誰先說出來了。別人沒說，你先說了，你就迎合并贏得了消費者，你就成功了。如娃哈哈和樂百氏純凈水，其實都經過了27層凈化，但娃哈哈始終沒說，樂百氏把它說出來，因而獲得了消費者的認同與選擇。

品牌定位應從整體產品概念出發，首先看產品內在功能、品質上與競爭者有何差異？如果有，就應以此作為定位依據；如果無，則看形式產品有何差異？如果“型式”差異也沒有，則尋找延伸差異，比如你服務是否到位、快捷？品牌是否有某種身份、地位的象征？如果有，就可以此作為定位依據。

總之，要善于分析競爭者定位信息，尋找差異點，這是成功定位的重要因素。

擊中消費者心弦

目的：輸送差異點，展露個性。

這里注意一點，就是品牌定位一定要與目標市場個性化需求相吻合。如許多洗衣粉的品牌定位中只籠統強調去污能力強似乎成為亙古不變的主題，從而使產品“千牌一面”，在這樣的品牌面前，消費者由于無從比較，往往感到無所適從，究其原因沒有結合特定目標市場定位是其中一個重要因素。應該說，品牌定位后的產品是為特定消費者群量身定做的產物，企業應牢牢抓住這部分消費者，沒有必要也不可能奢望通過品牌定位去吸引目標市場上所有的顧客，品牌定位應個性化需求而產生，也將在個性化需求中實現其主要價值。

凝煉品牌定位理念

目的：建塑品牌形象。

品牌定位理念是品牌定位的靈魂，它是企業通過品牌定位活動力圖傳達給消費者的一種概念。比如紅桃K的定位理念是“高效、快速、”。品牌定位理念借助質量定位、功能定位、包裝定位、渠道定位、價格定位、廣告定位等幾個方面得以實現，消費者也是從上述方面來了解和接受企業的品牌定位理念的。一般來說，品牌定位理念是附著在一定的品牌定位方式之上的，而品牌定位方式則通過質量、功能、直至廣告等方面中的一個或幾個的組合表現出來。如勞斯萊斯汽車“高貴、王者、顯赫、至尊”其品牌定位理念主要是從質量、渠道、價格、廣告四個方面的組合進行傳達的。另外還須強調品牌定位理念形成以后，如得到市場認同就應該保持其穩定性，當然企業可根據市場需求據此對定位方式進行調整，但切忌不要輕易否定自己的定位理念，要知道使企業的品牌定位理念根植于市場是需要有一個漫長的過程的。

傳遞品牌定位

目的：提升品牌形象。

最初品牌定位能否在消費者及社會公眾中樹立預期的品牌形象，實現品牌與目標市場的有效對接，使品牌獲得增值，品牌定位傳播也起著重要作用。

品牌定位的傳播要達到兩個目的：一是希望消費者相信什么？二是憑什么使他們相信？

比如“舒服佳”，它希望消費者相信“舒服佳”有殺菌和防止細菌再生的功能，通過宣傳它是中華醫學會推薦產品，用性使人不能不信其產品的這些功能。

這里面的關鍵點就是：要在深入了解消費者及目標市場的基礎上，針對不同的消費群體，從他們的“期望需求”上找到與目標品牌的價值契合點，通過廣告、公關、銷售促進等手段大力宣傳、重現、強化公司個性化的定位理念，不斷傳播公司品牌的利益點。需要提及的一點是廣告，很多公司喜歡用廣告完成定位的傳播，誠然，廣告在擔負傳遞品牌定位上固然起著種要作用，但存在一些問題，那就是：廣告濫，創意水平低，形象模糊，表達過于復雜，還停留在說教式的層次上，不知道想傳遞什么樣的定位，訴求目標不明確。必須明白，定位過程的信息傳遞不只是靠廣告，還必須有各項營銷活動來溝通，因為每個環節都可能具有使消費者產生好印象的特點。以環保及關心個體為訴求的“美體小鋪”(Bodyshop)為例，它雖未進行的媒體廣告，卻能在全球各地暢行無阻，通過強調產品的自然成份，不經動物實驗；包裝簡單，可在回收；采用現場詳細說明的銷售方式，使消費者全盤了解品牌特性，成功傳播了定位。

品牌定位傳播的渠道和方式不是的，關鍵是結合自己預期希望塑造的品牌形象進行整合，重視各策略（廣告、公關、銷售促進等）的相互配合。

品牌定位理論是市場經濟的必然產物，他說服企業經營者，在市場競爭過程中，企業之間不再是產品競爭，而是品牌競爭，企業如果要想擁有較大市場，較長的產品生命周期，較好的經濟利益，就必須注重“品牌定位”、“品牌運營”否則，企業也許在產品競爭中得以生存，也許會有所發展，但卻危機四伏。

回歸分析論文:文化回歸與設計回歸分析論文

【摘要】本文試圖揭示文化發展的一條主線：從認識與創造實踐中向人類自我認識的回歸。在這條線索下，從回歸自我關懷的角度看設計的產生、發展及其在文明發展中的作用，闡明設計的價值追求。

【關鍵詞】文化設計自我回歸

一．文化與設計

文化，一直是設計界矚目的話題。我想，這可能是源于設計與文化之間不可分割的聯系。什么樣的聯系呢？設計將人類的精神意志體現在造物中，并通過造物具體設計人們的物質生活方式，而生活方式就是文化的載體。一切文化的精神層面、行為層面、制度層面、器物層面最終都會在人的某種生活方式中得到體現，即在具體的人的層面得到體現。所以說設計在為人創造新的物質生活方式的同時，實際上就是在創造一種新的文化。

從這樣的意義上理解文化，我們可以說：文化就是生活，文化的中心是人。

既然設計是在創造新的文化，由于文化的延續性，就需要從文化的傳統中找到創造的依據。這或許就是設計靈感的源泉之一和設計者關心文化的動機所在。

從這個角度出發，我們究竟應該如何看待文化呢？

談到文化，我們似乎都是面對著同一個對象，但不同的觀察者因為不同的視角和動機，應該有不同的結論，從中獲得不同的啟發。而當我們在關于設計與文化的論述中尋找文化的啟迪的時候；當我們傾聽設計人關于文化的話語的時候；當我們從某一據說是體現了對文化獨特理解的設計中找尋獨特體驗的時候，我們似乎從來都是得到同一個結果，那就是生硬的前人的具體思想、前人創造的器物、歷史上某種制度、風俗……以及把這一切簡單地轉換成的一些設計符號。

我們理應具有設計人所特有的視角。

不同的文化研究者在不同的具體目的下，都有一個共同的歷史使命，那就是為了文化的發展和進步。正是以發展的眼光看文化，使我們在“發展”這樣一條線索下，將歷史的文化現象連綴成體現著聯系和發展的體系。只有以發展的眼光看文化，才能在我們的實踐中體現文化的發展，而不是僅僅滿足于對傳統的理解甚至是簡單套用和照搬。只有在某種特定的發展觀的線索下，具體的文化歷史現象才能給不同的關注文化的人以相應不同的啟示。

那么，作為設計人應該以什么樣的發展觀看待文化呢？

文化就是生活。設計創造本不存在的具體器物，體現著人們對生活的不同認識和態度，并在體現這種精神因素的同時以具體的器物存在設定人們的日常行為，從而引起人們生活方式的變化?？梢哉f，文化的沿革正是經過有意或無意的“設計”而實際地進行的。

文化的中心是人。文化本身的發展也好，設計本身的發展也好，都存在一個評判標準和向哪里發展的問題，即發展的終極價值問題。這個終極價值只能是人，人的發展。

基于這樣的認識，我們看待文化的發展就可以找到這樣一條主線：文化的發展，就是人類不斷從實踐中認識不斷發展的自我，并以這種對自我的認識來關懷自己的實踐的過程。而這種自我對實踐的關懷，正體現在人們對自己生活方式和生產方式的“設計”中。

以這樣的文化發展觀看待文化，對我們的設計實踐有什么意義呢？

首先，這樣的發展觀體現了設計作為人的主觀因素在文化發展中的作用，體現了設計創造對文化發展的責任。

人類社會的發展是建立在客觀物質的基礎之上并以對客觀世界的認識和改造為前提，因此人類社會的文化發展體現了客觀的規律性。但這種客觀規律性正是通過而且只能通過人的有主觀意識的活動來體現。

設計作為人的主觀意志的體現，一方面基于對客觀世界物的因素的認識，這種認識來源于人類的科學和生產實踐；一方面基于對人的因素的認識，即對人的物質、精神需求的認識以及對人與環境的關系的認識。設計通過對物與人兩方面的認識，然后將這種認識體現在具體的造物中，即將人的意志又相應地返回到實踐中。

這一過程體現了設計與文化發展相同的機制。文化正是通過人有意識或無意識的對自己生活世界的設計而不斷發展并體現出不同的風格。以這種發展觀看待文化，使文化與設計之間有了共同的語言，從而更符合我們從文化中汲取設計的營養的目的；以這種發展觀看待文化，使設計在文化發展中的作用得到體現，從而更能在我們的設計中體現對文化的發展——合乎歷史邏輯的發展——從實踐中來，到實踐中去。

其次，這樣的發展觀體現了設計的終極價值與文化的終極價值的一致性。

我們說設計是在創造新的生活方式，但設計并不是在憑空創造。任何生活方式的變化都有其深層的思想精神因素，這種精神因素來自人們的實踐并決定于人類對自己的認識。因此，設計就扮演了這樣一個角色——把人們的精神追求在造物中加以體現，把人們對物質的追求體現為富有文化藝術氣息和理性意味的獨特形式。這正是文化的發展在設計這一文化現象中的具體角色體現。設計的這一文化角色體現了其在價值追求上與文化發展的一致性，即為了人的發展和完善。

于是，當我們以這樣的發展觀——從實踐中回歸自我認識并以人的自我認識關懷實踐——看待文化時，就最能看清文化如何影響設計而設計又是如何影響文化的。從而，當我們以這樣的發展觀看待文化未來的發展時，也同樣看到了設計的明天。

以這樣的發展觀看待文化，才能使我們在看待文化時有一個清晰的思路和明確的目的——文化是如何發展的，文化的發展方向在哪里，設計與文化是什么關系，設計發展的方向在哪里。有了這樣一個基本的視角，才能從文化中獲得真正有益于設計的，與設計的終極價值一致的啟示，從而不至于在紛繁的文化現象中失去判斷力，不被次要和片面的東西干擾設計的發展方向。以這樣的發展觀看待文化，文化就不是僵死的傳統，而是活生生的現實。在現實的設計中就能夠體現主體的獨立思考，而不是茍且于傳統的文化符號。

二．文化的回歸

文化的演變、發展，是從認識、改造自然的實踐中向著不斷發展的人類自我回歸的過程。

人類的實踐活動遵循著這樣一種輪回的過程：從實踐中獲取經驗與理論，經驗與理論又用以指導新的實踐。在這一過程中，人類不斷認識和改造著客觀世界，并最終回歸到對人自身的認識和改造。沒有這種回歸關懷的實踐也就沒有發展的終極價值，它的理論系統和實踐行為都將成為單純物性的體現，這就必然使人類走上一條依附于物質世界的在物性中淪失人性的不歸路。

正是人類對自我的認識設定著人類的生存、生產方式并最終引導著和體現為人類社會的發展。

由實踐到理論再到實踐的輪回，構筑著不斷發展的文化的物質基礎。而從這種輪回中回歸的人對自身的認識與改造則體現為文化的上層建筑——制度與精神層面。人類文明正是通過精神與制度（即從實踐中回歸的自我認定）設定物質層面的社會實踐，而精神、制度的進步是人類社會進步的根本標志。也就是說，對客體世界的認識和改造，只有在上升為對主體自身的認識和改造時，才真正實現了這種實踐

的價值。

從實踐到人的回歸是一種推動歷史發展的力量，這種回歸使人不斷深入對自身的認識和改造，而人的完善和發展就是社會的完善和發展。每一次從實踐到人的回歸都日益覺醒著人類對自我的關懷。

文化的上層總要作用于文化的物質層面——所謂精神對物質的反作用——并體現在文化的物質層面。所以，人類對自我的關懷發端于文化上層的自我認識與改造，同時也必然映像在對物質實踐的關懷上，從而在順應客觀規律的同時，體現人類基于主觀自我認識的理性發展。

器物的具體形式體現了特定時代的精神、制度文化——即人的自我關懷，這種體現在早期是經由手工藝人的創造，是個體對其生存于其中的文化環境的不自覺的反映。而在現代，隨著設計成為人類獨立于造物的自省的創造活動，這種通過造物對文化（自我）的反映越來越成為一種有意識的主體行為。這種意識的覺醒正是從實踐中回歸的對人的價值關懷由不自覺到自覺的轉變。

設計的覺醒與向著人類自我的回歸將促使人類更自覺地從客體世界中鏡視自我，促進人類更具理性的造物實踐，從而為我們創造合理的生存方式、規劃光明的發展前景。

三．回歸的文化

人類由實踐向自身的認識回歸建立在實踐的歷史基礎之上，所以必然受到實踐水平的限制，因此，人類對自身的價值判斷總是反映特定時期人類的生產力水平和對自然的認識水平，從而體現為文化存在和發展的歷史性。

1．石器時代

遠古的先民兩手空空地從樹林中走出來，他們面對的是危機四伏的環境和如何御寒果腹的雙重威脅。在這種情形下，任何單獨的個體都無法維持自身的生存，而必須依靠集體的合作。因此，從當時的社會實踐中回歸的人類個體對自身的認識中不可能有獨立的自我概念。而且，限于當時的認識水平，人們也不可能對原始分工的社會組織有確切的認識。人們只能從自然的偉力與自身的弱小的對比中確定對自我的判斷。因此，如果說人類此時已經具有某種朦朧的自我意識的話，那只能是把自己視為自然的匍從。

自然崇拜是遠古文化的主要特征。而自然崇拜的具體形式反映了不同的遠古文化，即生活在不同地理環境下的人類群體從不同的社會實踐中回歸的對自我認識的不同形式。

因此，在這一歷史時期文化的器物層上，多是體現了人類對自然的崇拜：人們把兇猛的動物形象作為強者的象征；把動物的骨骼、羽毛及貝殼作為美的象征；在反映古人漁獵生活的壁畫、器物彩繪中，主體是自然界的動物與植物，而人只是作為從自然界中受恩惠的形象，表達對自然的崇敬與依賴情懷。原始器物從部族的圖騰到日常的一盆一罐都體現著自然在人類不自覺的自我體驗中所占據的地位。

原始的自我體驗不是人有意識的思想行為，而只是環境因素的在人類意識中的折射。這個時期，人類并不能從主觀意志上把握和設定自己的實踐方向——人們只能去適應自己無法選擇的環境，而不可能去改造它。

2．奴隸社會

隨著人類實踐的發展，金屬出現在人類文明中。工具的革命，帶來了生產力的進步。人類從單純適應自然的被動處境中逐漸掌握著主動權。人們開始種植作物、馴養牲畜，有了維系基本生存而有余的物質資料。

人的及時自我意識只能從人與人的比照中產生。

在剩余物質資料分配的過程中，人的自我及時次真正覺醒了。人在能力上的高下之分通過分配制度體現在社會等級中，這種等級發展到一定程度便出現了奴隸與奴隸主。私有的出現體現了從生產實踐向自我認識的及時次真正回歸。

這種原始的自我意識是隨著剩余財富的出現而產生的物欲的自私。人類此時不僅從自然中獲取供給生存的物質資料，而且可以從同類那里獲取財富，戰爭從此與人類相伴。曾經用于漁獵的工具，如今變成了同類相殘的兵器，而且更具威力。戰爭帶來的武力與強權使人類社會中產生了征服者與被征服者，強者與弱者的比較存在以及由此產生的人身依附關系便產生了人類社會之中的新的崇拜現象。除了把自然視為神靈，人類也制造了自己的神。

具有象征意義的建筑、祭祀用品、工藝品代表著人們對自然和人類社會中強權的頂禮膜拜。用作戰爭和強權統治的武器出現在人類文明中。這些都成為這個時期造物的主要特征，也體現著人類對自我的認知。

生產力的發展畢竟弱化了人對自然的依附關系。此時，人類已經開始把自我概念從自然中獨立出來，理性的曙光已經出現。人類開始以主體的自我心態認識自然，并開始以這種樸素的認識指導自己的生產實踐。從日益發展的實踐中，人們不斷加深著對自己和社會的認識。文明的上層建筑就在這種從實踐中回歸的自我認識中開始系統地構建起人類社會的制度形式和精神空間。

沒有從生產實踐中回歸的獨立于自然的自我認知，人類只能在單純的物質實踐的循環中匍從于自然，也就無從談起建立系統的上層文化，而缺乏上層文化人性關懷的物質實踐也注定無法從經驗與實踐的循環中實現上升。所以說，人類社會制度體系和精神空間的系統建立是人類獨立于自然的標志，而正是從實踐中回歸的自我促成了這種獨立并推動著社會的文明進程。

生產實踐的發展促使了人類自我認識的覺醒，但限于當時的生產和認識水平，人們不可能從對自然的依附中解放人性。而且，對強者的人身依附使人的自我意識自產生那24小時起，就不可能是純粹的自我。

3．農耕時代

農耕時代是人類社會比較意義上獨立于自然的開始。相對于自然的獨立使人類在生產實踐領域中獲得了比較明確的自我認識，利用自然、改造自然成為人類建立在自我認知基礎上的自覺行為。人們的生產經驗逐步豐富，建立在經驗基礎之上的技術不斷發展。

而在社會實踐領域，由于皇權特別是宗教神權的專制，人性受到進一步的壓制。這種壓制使得從生產實踐中回歸的自我認識在制度與精神的文化層面受到限制和扭曲，從而不能在更高的層面關懷人類的創造實踐。試想，人的一切價值都是為了神和神所賜予的虛無的憧憬，而神除了給人心靈的安慰外，并不曾告訴人們什幺是人類真正需要的現實生活。人類自我關懷與實踐活動的脫節在歐洲制造了黑暗的中世紀，人類對于自然的認識、人們的創造活動而都因為自我關懷的缺失而停滯不前。與之相對照，在當時宗教神權勢力相對較弱的中國，則出現了生產力的發達、文藝的繁榮以及社會制度的發展。

這一時期，中國的經驗科學和技術有了極大的發展，從天文歷法到建筑、水利、航海都創造了空前的文明盛況。從這種偉大實踐中回歸的自我認定充分確立了人作為認識和創造主體的自信，“人定勝天”的信念支撐著人們認識和生產實踐的前進。這種自信的自我認定所構筑的文化上層，體現為精神文化和制度文明的繁盛。

中華文明在農耕時代的全盛，反映在博大精深的器物文明中。這一時期的造物，從大型工程、建筑到日常用具，在反映當時的技術水平和審美情趣的同時，也透射著對人的價值肯定和情感關懷。與中世紀的歐洲文明相比，后者只留下了大大小小的拜占庭教堂、歌特教

堂，昭示著“神”的意志對人性的蒙蔽。

終于，文藝復興在歐洲掀開了沉重的黑幕。這種自我意識的勃發是對神權壓迫的反抗，顯示了人類的自我回歸這一不可遏止的歷史潮流。

文藝復興的直接影響，就是歐洲科學和文藝的崛起。這充分體現了人性關懷對人類文明發展的統攝作用。由于中世紀認識和生產實踐的長期停滯，導致了文藝復興早期的自我回歸多體現為對古希臘時期人文精神的緬懷和套用。但只要人類的自我開始注視這個世界，物質和精神文明的進步就只需要用時間來證明。

4．工業時代

文藝復興后，自然科學在歐洲得到系統的建立?？茖W在人類的認識實踐史中具有劃時代的意義，建立在科學基礎之上的技術更開創了人類創造史的新時代。

工業革命后，人類社會進入了一個加速發展的時期。人類對自然的認識和改造在科學的推動下不斷深入，生產力的極大發展在滿足人類物質需求的同時，也不斷膨脹著人的物欲。蒸汽機、內燃機、電氣化，人類在物質世界的探索突飛猛進，向自然進軍的不斷勝利過分強化了人類草率的自我判斷，人類儼然以自然界的主宰自居。

與物質文明的飛速發展相比，人類文明的精神空間卻相對萎縮。人們陶醉在五光十色的物質世界里，無暇顧及對自我價值的追問。人類的實踐活動再一次與自我的回歸脫節。人類在物質世界中迷失了自我，不可避免地拜倒在技術的腳下，技術創造的神話在強化著人們對它的崇拜的同時也塑造著一個虛假的充滿自高自大的泡沫的人類自我。

工業時代是造物的時代。從神的陰影下走出來的人類在物質世界找到了無限的發展空間，人們在自由的科學與技術王國里釋放自己的創造激情。但當人們過分揮霍這種創造的自由的時候，自由也變成束縛人性的枷鎖。人們追求金錢財富、物質享受，并用之衡量一切。產品越造越大、越造越豪華，不顧實際的追求硬性指標，刺激消費的大批量生產……，在物的世界中，人在哪里？

四．設計的早期追求

設計與生產的分離以及從物向人的回歸是文化發展到一定階段的必然結果，而且設計的回歸追求成為文化回歸的先行和生動體現。

工業時代，造物的發展使設計逐漸成為獨立于制造的創造行為。但設計一開始只是作為解決制造問題與功能問題的工程設計，只關注對物的認識和改造。在工業社會早期，工程與功能的問題是造物的主要矛盾，人們無暇顧及深層的需求。沒有對主體自身的關懷，設計只能是造物的附屬。

首先是審美的需求導致了設計從物的世界中向人類自我的回歸。裝飾成了人類在造物中體現自我的手段，這個時期的設計充當了掩飾粗俗、賣弄風情的角色。因為人們對技術的理解還停留在功利的層面，這種淺薄的認識無法滿足人們對美感的需求，于是人們不得不轉向古典的形式，甚至用花花草草裝扮自己的產品。裝飾在造物中的盛行正反映出人們在渴求物的功能的同時，對自身精神需求的敷衍、對自我回歸的冷落。

隨著認識和實踐的深入，人們從技術中找到了新的美感體驗，追求產品的形式美成為設計的主要內容。技術在人類美感體驗中的地位確立使其順理成章地融入文化的各個層面，沐浴在人文關懷的氛圍里，從而在一定程度上保障了物質文明實踐的合理性。但“形式追隨功能”也好，“少就是多”也罷，更有許多強調設計的文化內涵和藝術性的設計。但在使產品的設計日益趨向合理化的同時，設計在本質上仍然局限于對審美形式的追求而沒有體現對人性更多的思考與的關懷。

相反，由于經濟發展本身的需要，對形式的設計成為裝潢門面、誘導消費的手段。這在主觀上促進了物質文明的發展，客觀上卻使對人性的追問淹沒在物質的洪流中。

這種追求的片面性在所謂的“后現代”中終于導致了表面多元繁榮下的價值混亂。各種各樣的思潮、流派，各種各樣的解構、重構……，語意設計、符號學也只是為形式穿上了文化的外衣。人們對形式的研究可謂殫精竭慮。

設計為人類設計了一個關于形式的童話，人在向自我回歸的路途中又一次迷失在形式的泥沼中，設計真的成了“文化的肌膚”，文化也變成了設計的“肌膚”，人的自以為是造成了文化與設計的分離和扭曲。

與此同時，隨著產品的結構和功能越來越復雜，提高操作的效率和使用的宜人性的要求成為設計的任務之一。“使產品適合人，而不是讓人去適應產品”，人們終于從實踐中又一次回歸了對自我的認識——人本身是一切產品形式存在的依據，產品的形式應適合于人的特性而存在。

造型設計與人機工程帶來的藝術文化氣息和人機相宜的使用界面使產品更具人性化，人類的自我在逐漸回歸中改造著物質世界，創造著越來越屬于人類自己的生活空間。

五．設計的回歸

自我的回歸只能從人與自然的比照中產生。

遠古人類站在低下的實踐與認識高度上，無法從人與自然的比照中發現自我。而一旦人類社會獨立于自然，便因為認識與實踐的歷史局限而喪失了直面自然的廣闊視野。人類只能從對客體世界的逐漸認識中經過漫長的歷史探索最終回歸到對自我的認識。在這一過程中，物性的昭示與束縛、人性的領悟與抗爭交織在一起，在搖擺中交錯推動人類文明的前行。當人類的認識和創造能力達到足以影響整個自然生態的運行機制的時候，人與自然是什幺關系？人類往何處去？成為人們不得不回答的問題，人們迫切需要在與自然的對話中找到真正屬于自己的價值歸宿。

首先是生產和社會實踐的發展使人類獲得了對自然和社會的系統認識，這使人與自然的理性對話成為可能。而工業社會造成的環境生態問題成為直接導致人類在面對整個自然界的高度上進行自我思考的契機。

這種思考導致并繼續導致著人類文化從造物到哲學精神各個層面的轉變。人類文明在經歷了短暫的“危機論”、“世界末日論”、“退化論”的迷茫后，終于在人性回歸的召喚下找到了前進的方向。

這種思考也使千百年來自發地從實踐向自我的文化回歸逐漸成為一種自覺的行為。

設計的回歸正是在這種文化回歸的背景下開始的。

這種設計的回歸首先從與環境生態有關的一系列設計思想的轉變開始。這雖然有點不得已而為之的意味，但人類畢竟從對自然的善待中意識到這也是對自己的善待，與自然的首次對話使人類找到了自己在自然界中的真正位置。

追求人與自然的和諧使設計進入了一個嶄新的境界。追求審美體驗、使用的宜人和文化符號的設計逐漸讓位于更的創造和諧的主客體關系的設計，即創造主體與客體和諧的認識、利害、審美關系——認識了物的特性，不是為了更便利地把人的意志強加于它，而是充分體現這種客體的特質，使人的功利目的和理性認識與客體的特質和諧地共生；取材、加工使用、維護、回收的設計都充分考慮環境因素，使主客體形成和諧的利害關系；不刻意追求獨特形式，以材質美、加工美、人文美等多元的共生為美。從而創造和諧的主客體關系。

這種站在人與自然關系的高度，向自我關懷回歸的設計思想使產品設計超越了審美和宜人的

范疇，上升到探討人與物的哲學關系上，帶來了設計思想的飛躍。

這一時期的其它設計思想，如設計的“非物質化”、“暫息化”等等，雖然仍免不了形式上標新立異的嫌疑，但已經或多或少地體現了對設計價值背后的人的價值的探尋。

隨著科技的發展，越來越多的產品的功能將超越日常消費的層面而直接影響到人與人的關系、人與自然的關系?？茖W家和工程師從認識和生產實踐中獲取的關于物的理論無法獨立解決超越物質產品本身的形而上的人類自我關懷問題，這就需要從實踐中回歸的關于自我的認識在哲學上指導人類的創造。設計，即是這種哲學的直接體現。

首先，設計肩負著從現時的物質實踐中發掘人性存在的任務，這是從文明的物質基礎中升華人類自我精神、處理人與物的關系的現實任務。

這就要求設計始終以人的尺度衡量物的價值創造，在創造實踐中將造物實踐自覺地與文化的人文內涵聯系起來，使造物的實踐真正服務于人的自我認識、自我完善。這正是設計的藝術性的體現——包括藝術在內的文化上層是從實踐中回歸的人的精神體現，設計同樣是這種回歸的人文精神的體現，只是在形式上體現為產品的創造。

歷史上，人類因為沒有自覺地從物質實踐向自我回歸的主觀意識而導致了人類自我關懷與實踐活動的脫節，在設計真正獨立于造物并開始自覺地思考人與物的關系后，就歷史地肩負起了在特定領域中的文化回歸的任務。保持從實踐中向人性的自覺回歸是保障實踐真正服務于人類進步的前提。

而且，設計肩負著為人類創造合理生活方式的任務，這是探索人與自然的和諧關系、面向未來的任務。

文化的回歸是為了有目的的創造和前進，這種目的性就體現在人文精神對造物的關懷上。人類對自然的認識和改造實踐不斷從外部物質世界向文化中引入新質，這是消除社會系統熵增、維持文明的有序狀態并推動人類進步的根本力量。但物質實踐只能在技術的狹窄視野中以物的特性和標準作出判斷，而缺乏人類自我的哲學精神的寬廣視野和以人的終極價值為準則的判斷力。設計即要在對人類自我精神的領悟中去擁有這種視野和判斷力。人類社會存在的外部物質環境為人類的發展和歸宿提供了各種可能性，而人類的前途到底是光明還是黑暗，人的最終歸宿到底在哪里還要取決于人類對自身的價值認識和判斷。設計對這種價值認識和判斷的領悟與實際應用于造物實踐，不僅僅是對造物的關懷，更是對人類文明的關懷。我們生活在自己設計的世界里，我們也將因為自己的設計而擁有一個未知但與我們的設計對應的確定的歸宿。

可見，設計在聯系人與物、人與自然的同時，也溝通著歷史與現實、現實與未來。設計使人類從對物的實踐中認識自我，推動著文化由物向人的回歸的同時，也用人文精神設定物質實踐的方向，推動文明在實踐的革命中前進。

六．回歸的設計

設計的回歸體現了文化的回歸。這說明了設計與文化的關系：設計體現文化的發展，設計的主觀意志應體現在對文化發展的客觀規律的認識和把握上。

文化的發展遵循什么樣的客觀規律？文化的發展就是人類不斷從實踐中認識不斷發展的自我，并以這種對自我的認識來關懷自己的實踐的過程。這正是設計人應有的文化發展觀。

有了這樣的文化發展觀，今天已經逐步回歸到對人的關懷上來的設計就應該能在整個人類文明發展、進化的大背景下深刻理解自己的文化特質和歷史使命；有了這樣的文化發展觀，今天的設計在向傳統追尋文化血脈和靈感啟迪時，就應該能從文化的發展動因上解讀文化，從而具有了設計人應有的洞察力、理解力，在我們的設計實踐中將體現為應有的創造力。

這就是說，設計不應再把文化當作提高身價的裝飾，只滿足于從傳統中套用文化符號，而是能夠站在更高的地方，理解前人的文化創造，看到前人文化行為中的歷史必然性，真正從文化現象中體會到當時的創造者對世界、對自己的理解。我們要從文化中汲取的正是前人具體創作背后的這種對世界、對自己的理解，而不是具體的形式造化。前人的具體創造有其歷史的局限性，但從他們看待事物的角度、方式中透射出的智慧永遠都值得借鑒，永遠都有靈感的啟迪。這就象古希臘先哲們的自然哲學，他們對世界本原的猜測和思辯從結論上看都是錯誤甚至可笑的，但從這些結論的推導過程中體現出來的博大智慧、深邃思想卻給人永恒的啟示。這或許應是我們看待文化傳統的基本態度。

由此，我們今天的設計——創造新文化、新傳統的設計，也不應把形式與功能作為追而求之的目標，“形式只是我們努力的結果，而不是目的。”同樣，具體的功能（包括物質的和精神的）也只能是設計思想的體現，而不是設計本身。我們創造的具體形式和功能都將歷史地存在于現實、只能存在于現實，而我們在創造過程中對世界、對自己的理解將融入文化的現在和將來，體現我們創造的真正價值。

具體到每一次設計實踐，我想，我們都應在著手前問一下自己：我為誰設計，我們到底需要什么，我們希望新的產品帶來什么樣的生活……。這樣，當我們帶著這些問題追溯文化的傳統時，現時的責任感將使我們努力去領悟前人的創造中所體現的對人類的關懷而不是敷衍地“借鑒”傳統；當我們帶著這些問題醞釀新的創造時，人性的召喚將使我們在創造實踐中努力體現真實的自我，而不是狂熱地追求物質的、技術的、形式的表面存在。這其實就是從實踐中認識自我，并以人性的自我關懷實踐的過程。這也是溝通傳統與將來的文化過程，是設計本身進化發展的過程。

七．結束語

人類文明已經走過了幾千年的歷程。遠古人類因為自身的局限，在與自然的對視中丟失了自我，自從真正意義的人類社會獨立于自然而存在，人們就一直生活在某種因認識和實踐水平的限制而自己制造的超越自身存在價值的崇拜與迷信中。今天，當我們有資格與自然對話的時候，終于開始意識到了獨立的自我。這也許是歷史的悖論：要認識自我，必先放棄自我。

其實，人類的自我只有在不斷的追尋中才能得以塑造。這種塑造的過程，就是從實踐中回歸自我，又用新的自我認識關懷實踐的輪回與上升。這一輪回的過程正是人類進步的軌跡。今天的設計，也應在塑造人類自我的文化發展中體現理性和應有的遠見。

過去，在人們的視野中只看到了文明的物質與精神結構及其相互作用，以及在這一作用下的文明發展，而沒有深入探討二者之間如何發生作用，即沒有看到這背后人類自我的回歸以及回歸的自我對實踐的關懷，這種回歸正是精神與物質之間看不見的相互作用關系。因此，在文明發展的方向上、在人的終極價值上始終不能形成的認識。這或許就是精神文明與物質文明經常發生脫節的原因吧。

隨著設計的獨立及其對人文精神與造物的聯系作用的突顯，設計的行為對這一文明的輪回——也即人類的進步起著至關重要的影響作用。

要用自覺的主觀意志聯系人文精神與物質實踐，就需要以關懷全人類為己任、直接聯系造物與人文精神的新設計在科學與技術的偉大實踐支撐下，在哲學精神的價值指引下實際地設定文明的理性進步，構建人類合理的生存空間。

回歸分析論文:社會主義情結西化而回歸分析論文

什么是社會主義？我們可否用一句最簡明的話語來點明其本質呢？人們的選擇似乎越來越傾向于公有、公正和公平。這樣的社會歷來為正直的知識分子所鐘情。

鴉片戰爭一聲炮響，不僅“破壞了中國皇帝的威儀，迫使天朝帝國與地上的世界接觸。”也使中國的大同思想與西方的社會主義思潮相結合，一再上演出光輝燦爛的人間活劇。

一百五十年前，洪秀全在飽覽儒家經典后，又初識了西方的基督教義，即發動了旨在均平的太平天國農民大起義。這與其說他是在向西方學習，不如說是他頭腦中的原始共產主義被西方思想所激活，燃起了理想的火焰，是一個高尚情結的回歸。在成為及時批馬克思主義者后，就為社會主義在中國的成功而矢志不移。這也是一個偉大的情結，而且也是一個情結的回歸。他在年輕的時候就深受中國傳統文化中行俠仗義、濟困扶危等英雄主義的影響，在前夕，他又受了西方無政府新村主義的影響，擬定了在岳麓山下建設新村的詳盡計劃書，打算施行。幾十年以后，他在中共中央北戴河會議上又公然提出，要實行空想社會主義的一些理想。在1958年11月鄭州會議上他又明確表示對東漢末年張魯的五斗米道所實行的原始共產主義的響往；盛贊其吃飯不要錢，看病不要錢。[1]在日后的施政中，他極力支持大辦公共食堂，支持農村赤腳醫生。

與洪秀全的區別在于，洪秀全是在初識基督教義，而對西方現狀一無所知的情況下提出社會主義藍圖的；是將馬列主義與中國革命實際相結合，并且在深入觀察和分析了兩大陣營的對立與斗爭后提出社會主義藍圖的。而且，洪秀全只制定了目標綱領，并沒有提出實施方案；不僅提出了目標綱領，而且制定了實施方案，并且不斷根據發現的問題進行修改。

一、基礎與創新

洪秀全為準備了思想營養和基本模式；將洪秀全的構想變為人間現實、并發展到。

首先，速度意識。洪秀全沒有速度意識，他提出了《天朝田畝制度》，卻沒有規定完成時間，事實上當時的戰爭環境也不容磧惺凳┑目贍堋?/P>

在1957年出席了世界各國共產黨和工人黨代表大會，認識到兩大陣營今后的斗爭主要靠競賽，激起了“趕超”意識。當蘇共領導人赫魯曉夫表示蘇聯要在十五年后超過美國時，隨即表示中國將要在十五年超過英國。[2]

為了實現社會主義的美好目標，規劃了與蘇聯不同的發展道路，即按照農輕重的順序安排其在國民經濟計劃中的結構位置，把農業放在突出地位上。1957年，在推動農村社會主義合作化高潮以后，又掀起了以大規劃集體勞動為基礎的水利化、機械化、深翻地、高產田運動，9月召開中央八屆三中全會，通過了《全國農業發展綱要》40條。1958年5月，中共中央八屆二次會議又通過了以高速度為靈魂的“鼓足干勁，力爭上游，多快好省地建設社會主義”的總路線。會議指出中國人民正經歷24小時等于二十年的偉大時期，“24小時等于二十年”遂馬上成為全黨全國人民展開的一句核心口號?！啊北闶菫樯鐣髁x建設規定的速度模式，即建設社會主義必須以非常規的、跳躍式的速度進行。

其次是平均主義。洪秀全的平均主義是以小農的小私有制為基礎的?！坝刑锿酗埻常幸峦?，有錢同使，無處不均勻，無人不飽暖”的理想社會與幾千年來剝削制度相反，是一個沒有剝削，沒有壓迫，人人有私產，財產皆平均的社會。所謂“人人不受私，物物歸上主”，只是較高原則，以備豐欠相通，由政府進行平調互濟時作為理論基礎的。而在實際的社會生活中，在土地所有制方面，綱領規定：“凡分田，照人口，不論男婦，算其家口多寡，人多則分多，人寡則分寡，雜以九等。如一家六人，分三人好田，分三人丑田，好丑各一半?！痹噲D把全部土地按人口平均分配給廣大農民。在生產方面，它規定：“凡天下樹墻下以桑，凡婦蠶績縫衣裳。凡天下每家五母雞二母彘，無失其時”，“凡二十五家中陶冶木石等匠，俱用伍長及伍卒為之，農隙治事”。在分配方面，它規定：“除足其二十五家每人所食可接新谷外，余則歸國庫。”“婚娶”“彌用”“喜事”這些婚喪嫁娶等非尋常性的需用則由二十五家形成的基層組織“兩”所設的“圣庫”開支。鰥寡孤獨殘疾等喪失勞動能力的人，由“圣庫”供養，實行社會性保險。[3]可見，在洪秀全規劃的這個社會里，家庭是最基本的生產單位。每個家庭被分給基本的?柿?---土地，進行個體生產；在家庭內有私產，除谷物外，尚有個人的麥、豆、苧麻、布帛、雞、犬、豕和銀錢等，于是在家庭生產中還有小副業和小手工業，只是以農為主，兼做別業。在這樣的家庭之間，財產只能是基本均產。二十五家組成的“兩”是一個聯合組，這個聯合組是行政單位，進行宗教和德育活動，進行集體財務支出，實行公積金的積累和使用，并以此為基礎開展社會慈善事業和社會保險事業。二十五家平時是生產生活聯合組，在征兵和戰時則是最小的動員和行動單位。因此“兩”又是亦文亦武，亦軍亦政的組織。

的社會主義藍圖比洪秀全的有本質的進步,是以公有制為基礎，以集體化生產為道路。摒棄了蘇聯的集體農莊模式，提出他構思已久的有中國特色的社會主義模式——。河南省農村在高級生產合作社并大社過程中率先成立了一個叫做“公社”的組織，聞聽后馬上派陳伯達前往指導，為之起草試行簡章，

1958年，在中國共產黨成立37周年之際，陳伯達在北京大學發表《在的旗幟下》的講演，闡述了對社會主義目標模式的整體設想：應該是有步驟地、有次序地把工業、農業、交換（即商業）、文化教育、民兵（即全民武裝）組成一個大公社，從而構成我國社會的基本單位。在公社里，工業、農業和交換是人們的物質生活；文化教育是人們的精神生活；全民武裝則肩負著保衛這種物質生活和精神生活的使命。

由于的號召和推動，河南省一個月就成立了1463個；幾個月內全國就建立206萬個。

這年8月的北戴河中央政治局擴大會議專門討論了的問題。十分興奮，指出的特點有二：一曰大，二曰公。大，就是地大物博，人口眾多，綜合經營，工農商學兵，農林牧副漁，樣樣都有；公，就是比合作社更要社會主義，搞公共食堂、托兒所、敬老院、縫紉組，實行工資制度，把資本主義殘余逐步去掉。顯然，這種政社合一、產銷合一、工農合一、家庭和社會合一的綜合型多功能、小而全的新型社會結構是一個跨越歷史階段，急于過渡到共產主義的基層組織模式。

洪氏社會主義綱領公布后遇到了戰爭環境，無法實施，也就沒有顯露其消極作用，而毛氏社會主義由于急切地推行“一大二公”和吃大鍋飯，立即刮起了“共產風”，嚴重地違背了經濟規律，挫傷了廣大農民的生產積極性，出現了連年。

但是，不同意把與共產風聯系在一起。1959年春，中共中央鄭州會議后，中央決議改變大公社所有制，實行“統一領導，隊為基礎”。而依然認為共產風問題不是很嚴重的，他樂觀地相信“一大二公”的公社有極大的優越性，“是我們的農村由社會主義的集體所有制過渡到社會主義的全民所有制的好形式，也是我們由社會主義社會過渡到共產主義社會的好形式?！彼赃^分自信地預言“在15年，20年或者更多一些的時間以后，社會主義的公社就將發展成為共產主義的公社。”[4]

從某種意義上來說，毛式社會主義帶有濃厚的平均主義和軍事共產主義色彩，是對太平天國時期《天朝田畝制度》所構想的“天國”的一種回歸，所不同的是這不是簡單的回歸。兩者雖都有理想的因素，但層次不同，《天朝田畝制度》是洪秀全在無世界知識狀況下對自然經濟體制的選擇，而卻是在審視世界后，重回全封閉中的選擇，目標是要超越各種現存模式，實現共產主義。

毛式社會主義在全國范圍內推行的結果，嚴重破壞了生產力。以的速度模式和大兵團作戰的人海戰術建設社會主義，遭到了沉痛的失敗。的直接經濟損失達到1200多億，在當時貨幣制度下，這是一個巨額損失。躍進的三年造成的損失，用了五年的時間來調整，一共浪費了八年。后來不得不一退再退，實際上以失敗告終。

黨和國家中有許多人要求結束這種路線錯誤。1959年夏，黨的廬山會議上，主持會議，定調子，強調問題只是九個指頭與一個指頭的關系。不以為然，覺得避重就輕，諱疾忌醫將鑄成大錯，遂以十分客氣的姿態提醒留意浮夸風滋長起來的小資產階級狂熱性。大怒，立即將他批判并罷官。黨的其他領導人不得不尋求在實際工作中努力糾正錯誤，取消平調，承認并允許各核算單位之間的差別。1961年3月至5月，中共中央修訂了《農村工作條例》（即“農業60條”），重申以生產大隊為基本核算單位。[5]鄧小平于1962年講公社核算退為大隊核算，大隊核算又退為生產隊核算，退了才能前進。[6]鄧小平、陳云、鄧子恢等還到各省去總結渡過困難的經驗，推動“三自一包”。在這年的春季，中共中央召開著名的七千人大會，劉少奇代表中央承認“三分天災，七分人禍”，即承認黨的工作方針是造成連年災害的主要政策原因。在5月的一次中央工作會議上，劉少奇指示根據目前的形勢，農村還要繼續調整，城市要減少2000萬人口。這年的9月中共中央召開八大十次會議，決議中又重申農村以生產隊為獨立核算，自負盈虧，30年不變。

其三，限制分工和消滅差別問題。洪式社會主義綱領是自然經濟結構，所謂“陶冶木石”等俱由農民在農隙治事，這本身就抑制了技術的?；头止?，并導致社會階級結構的普化，杜絕差別。

毛式社會主義也是要限制分工、消滅差別。面對社會主義建設遇到嚴重挫折，始終沒有放棄他的根本思想。鑒于中蘇關系公開破裂，中國進一步孤立，反而強化了原來的信念，他認為社會的每一個單位的“小而全”產生萬能性，每一個成員的無差別產生通用性，根據這種原理構成的社會對外具有抗壓性，不怕帝修反的高壓；對內具有整合性，可以把每個人改造成為只有共性，沒有個人利益要求的共產主義新人。1963-1965年，舉起反對修正主義的旗幟，在共產國際批判“三和一少”，在國內批判“三自一包”。在他看來，能不能建成社會主義，不是平均主義對不對的問題，而是人的思想能不能革命化的問題，是黨的領導人能不能堅持社會主義道路的問題，

1966年5月7日，在給的一封批示信中（即“五七指示”）進一步明確提出新型社會結構的思想，要求全國各行各業都辦成亦工亦農，亦文亦武的革命大學校。他說，人民軍隊應該是個大學校，要學政治，學文化，又要從事農副業生產，又能辦工廠，又能從事群眾工作，這樣軍學、軍工、軍民幾項都兼起來；工廠也要逐步辦成綜合性聯合企業，除工業外，農商學兵都要有，工人以工為主，兼學政、軍、農等；學校也要辦工廠、農場，勤工儉學，半工半學；學生要以學為主，兼學別樣；農業、商業、服務行業及黨政機關都要這樣。[7]應該說，這是一個很具體的實施方案。它的實施必將是建立一個逐步限制社會分工、商品生產、按勞分配和物質利益原則的社會?？梢钥闯?，在限制分工、消滅差別問題上，毛式社會主義比洪式社會主義更富時代精神，更具明確目的性。

1968年10月5日《人民日報》頭版頭條公布了的“五、七指示”。如同一夜春風起，全國立即遍地開花。部隊、工廠、學校都辦起了農場，農村公社辦起了工廠、學校、民兵、商店、衛生院。每個單位的職能都走向“小而全”，力爭在小范圍內自己動手，自給自足。各地又紛紛成立“五七干?！?。“五七干?！钡淖谥际菬捜恕＜丛炀鸵慌肋h忠于，能上能下，能官能民，亦工亦農，亦文亦武的共產主義新人。總之，一切都是為著改造人的世界觀。從這一年開始的知識青年上山下鄉運動，直接目的雖然是為了解決連續三年的初高中及大學生的畢業安置問題，但是其理論意義也是為了“煉人”，使青年知識分子在生活上、生產技能上、文化情趣上向工農兵看齊。又不斷指示，全國大學畢業生要到工農兵中去，由他們給予再教育；大學還是要辦，但要由工人階級上大學，管理大學，改造大學。所有這些，連同前提出的干部參加勞動，工人參加管理，教育與生產勞動相結合都是旨在縮小三大差別，即縮小工農差別，城鄉差別，體力勞動與腦力勞動的差別。

直到他生命的終結，他都在為社會主義在中國的實現而不遺余力地規劃和實踐著。他是一個徹底的社會主義者。縈繞在他心中的是不解的社會主義情結。

二、性質與前途

洪式社會主義是小農的社會主義，以小生產為基礎，個體農民的小土地所有制為基礎，很容易分化為地主土地所有制。在政治上，洪氏雖說“天下多男人盡是兄弟之輩，天下多女子盡是姊妹之群”，實際上他從來都主張以封建的“三綱五?！睘槿藗冴P系的準則。事實上，在他統治的天國里實行著森嚴的等級制度。所以說到底，洪氏社會主義是封建社會主義。

毛式社會主義是科學社會主義。經濟上以公有制為基礎，又以新時代的大工業為國民經濟的主導。政治上否定資產階級法權，通過無產階級專政達到社會主義大民主，最終要消滅三大差別。思想意識上則以馬克思主義為準則，營造一個公有、公平、公正的社會。這正是大多數人所憧憬的理想社會。

毛式社會主義走過了從空想到科學的道路。張魯、洪秀全、康有為都是他稱許的人物，但他比他們更徹底，更富有時代精神和實踐精神。找到了實現社會主義目標的實踐道路和建設內容和方法。

社會主義是終生不解的情結。我們強調這是一個情結，是說他以全部情感專注于營造理想社會，進行了超越實際的追求，使用了不恰當的方法和步驟。

一、躍進意識。他太過分追求發展的跳躍式，追求非常規式發展。而且，每當國力有一定的積累，他就耍搞高速度。為此，有人批評他“好大喜功”，他在所不顧。他希望社會主義能夠及身而見。

二、惟意志論。在精神與物質的關系中，他喜歡強調精神的作用。他認為廣大人民群眾，在共產黨的領導下，什么人間奇跡都可以創造出來。他一再強調要狠抓階級斗爭，而放松了經濟建設。他對提出的“四個及時”非常欣賞。

三、理想主義。他領導下的共產黨是中華民族的精英，為了理想社會，他們曾經赴湯蹈火。他不能容忍庸俗和腐化。為此，他不斷開展各種運動，清理黨的組織和思想。他提倡為了子孫萬代的幸福，自己這一代“吃大苦，流大汗”；“一不怕苦，二不怕死”。但社會畢竟不全是精英，大多數人是需要以物質利益維持的血肉之軀。

四、封閉體系。本人是中國傳統經濟結構中誕生的思想家和政治家，在受到外力封鎖后，自然更加青睞傳統的自給自足和半自給自足經濟體制了。他提出了“獨立自主，自力更生”的國策有效地抵抗了外力壓迫和封鎖，然而也使中國在世界經濟走向一體化之際，愈加游離于世界經濟軌道之外，堵塞了中國人走向世界的大門。封閉使中國重陷光榮孤立的局勢。

五、斗爭哲學。毛式社會主義是意識形態高度整合的社會。它以道義為社會行為準則，對外向帝修反宣戰，堅決支持一切被欺壓的弱小國家和民族，對內要求人們不斷地斗爭自己的私心雜念，干部隊伍要不斷地清洗。因此，社會上斗爭、改造、運動連綿不斷，在國際上產生了紅色恐怖的形象；在國內也幾乎人人自危。一生得力于斗爭，其樂無窮。但是持續緊張的政治空氣大打制度溫暖的折扣，在國際事務中經常陷于孤立；在國內，人們在公共場合競相歌舞頌揚之余，回到小家內卻無法真正開心。

經濟公平，政治平等，精神自由，文化繁榮的社會主義社會是洪秀全和的理想追求和高尚情結。但他們的實踐卻產生若干悖論。

百余年間，洪式小農社會主義一閃即逝，毛式道義社會主義完成了精彩表演，蘇聯和東歐的“電冰箱社會主義”[8]也已瓦解，在世界的東方和西方，社會主義仍是人們向往的制度，說明洪秀全和的社會主義情結深深地契合著人類的情結。當后來者解決了悖論，實現超越的時候，社會主義就會變成現實。

回歸分析論文:結直腸癌臨床病理特征與預后的多因素回歸分析

作者：呂夢月，閆俊民，范大光

【摘要】 目的 探討結直腸癌的臨床病理特征與預后的關系。方法 應用單因素和多因素的分析方法，回顧性分析有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例結直腸癌患者的臨床特點，病理特征及其對預后的影響。結果 結直腸癌患者總的3年、5年生存率分別為52.8%和50.4%，中位生存時間為1807天。單因素分析顯示，其預后與腫瘤的大體分型、侵襲程度、轉移情況、等級分化、病理分期以及癌性腸梗阻均有相關性。應用COX比例危險回歸模型顯示腫瘤的大體分型、分化程度、腸壁的浸潤深度和病理分期是影響結直腸癌患者術后生存的獨立因素。結論 病理分期是影響結直腸癌患者預后最重要的一項指標（P＜0.005），對于指導手術治療、術后輔助治療和判斷預后方面有著重要作用。

【關鍵詞】 結直腸腫瘤；病理學；預后回歸分析

結直腸癌在我國為第4～6位常見惡性腫瘤。且有逐年增加的趨勢，據鄭樹報道上海市20年間結直腸癌發病率（1963～1983年）增加了3倍多［1］。現將我們兩所醫院具有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例結直腸癌的臨床病理特征及其與預后的關系進行分析和探討，為臨床手術方案的制定、術后輔助治療及評判預后提供較為的指標。

1 臨床資料

1.1 一般資料 從1993年1月～2004年1月間，我科與山西省陽泉市第三人民醫院腫瘤科共收治結直腸癌患者1068例，以具有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例為研究對象。全部患者的臨床資料見表1、2、3。病理分期參照我國大腸協作組病理組1984年制定的病理分期方案。本組患者的手術切除率為89.6%，根治性切除率為84.6%。

1.2 隨訪 全部患者術后第1年每3個月隨訪1次，以后每6個月隨訪1次，記錄完整的隨訪個人檔案。患者的臨床病理資料指標，經編碼后輸入計算機系統，生存時間是以手術后至死亡時間。隨訪方式是采取電話和信訪相結合，本組資料的隨訪率為100.0%。

1.3 統計學方法 應用SPSS 10.0軟件包進行統計分析。計量資料采用（x±s）表示，生存率計算用壽命表法，生存率的比較采用時序檢驗法。對于單因素分析有意義的變量，通過變量逐步引入的方法進入COX回歸模型，從而排除變量之間的干擾因素，確立影響生存預后的獨立因素。

表1 698例結直腸癌患者的臨床資料及預后 （x±s，%）

注：單因素分析；直腸分為上、中、下段

表2 698例結直腸癌患者的病理特征及其對預后的影響 （x±s，%）

注：單因素分析

表3 698例結直腸癌患者臨床病理特征多因素COX回歸分析結果

2 討論

近10年來，結直腸癌患者的術后5年生存率已近60%左右，而據上海、北京兩地居民1988～1992年間結直腸癌患者5年生存率不到40%［2］。而林濤等報道如為早期大腸癌行根治術后5年生存率可提高到95.5%［3］。國內外文獻對結直腸癌預后的分析多以單因素為主，而應用多因素分析來探討其預后者不多。我們就本組資料結合文獻報道，探討影響結直腸癌預后的因素及其可能的其他原因。

2.1 性別與年齡 結直腸癌的發病無性別差異，雖然女性的5年生存率（59.7%）低于男性（61.5%），但差異無顯著性（P=0.444）。這與文獻報道一致［4］。年齡是研究結直腸癌患者預后的一個較為常用的指標。本組單因素分析顯示，3年年齡組術后5年生存率差異無顯著性（P＞0.05）。不能作為判斷預后的一個指標。

2.2 腫瘤的部位、大小與預后 過去報道直腸癌的預后比結腸癌的差，但近期研究［5］顯示，腫瘤的部位與預后無相關性。本組單因素分析顯示，不同部位的結腸癌和直腸癌，其術后5年生存率的差異無顯著性（P＞0.05）；＜5cm和≥5cm的腫瘤術后5年生存率之間比較，差異亦無顯著性（P＞0.05）。這與Ratto等［6］報道的腫瘤大小在單因素分析時對預后有影響不同。

2.3 腫瘤的大體形態與預后 單因素分析顯示，腫塊型的術后5年生存率明顯高于潰瘍型和侵襲型（P=0.0096）。多因素分析顯示，腫瘤的大體形態是影響預后的一個獨立指標（P＞0.012）。

2.4 腫瘤的分化程度、組織學類型與預后 單因素分析顯示，黏液腺癌和印戒細胞癌術后5年生存率與腺癌沒有明顯差異（P=0.05），腫瘤的組織學分型不能作為判斷預后的一個指標；但是分化程度與術后生存有相關性（P=0.014），低分化腫瘤的術后5年生存率低于高、中分化者（P＜0.0005）。多因素分析顯示，腫瘤的分化程度影響結直腸癌預后的一個獨立因素（P=0.041）。

2.5 腫瘤的分期與預后 腫瘤的Dukes分期包括腫瘤的腸壁浸潤深度、淋巴結遠處轉移等因素。單因素分析顯示，腫瘤的腸壁浸潤深度、轉移情況和病理分期對預后有較大的影響（均P＜0.05）。多因素分析顯示，腫瘤的浸潤深度（P=0.045）和病理分期（P＜0.0005）均為影響預后的獨立指標。在COX回歸模型中，腫瘤的浸潤深度和病理分期的相對危險度分別為1.238和2.464，二者均為預后的重要指標之一。需要指出病理分期易受人為因素的影響，但利用免疫組化和RT-PCR的方法可以檢測出常規病理不能發現的淋巴結微轉移灶，提高病理分期的性和對判斷預后的價值。

2.6 腸梗阻與預后 單因素分析表明，癌性腸梗阻是影響預后的一個因素，梗阻與非梗阻的術后5年生存率有明顯的差異（P=0.0085）。多因素分析顯示，腸梗阻（P=0.074）不是影響預后的一個獨立變量。多數文獻報道，癌性梗阻患者多屬于中晚期，一般狀況差，術后并發癥多，死亡率高，長期生存率有所下降。本組COX回歸分析顯示，當腫瘤分期進入回歸模型時，癌性腸梗阻對預后的影響作用消失（P=0.055），說明腫瘤分期包括了癌性腸梗阻對預后的影響作用，這與Culcitti等［7］報道的癌性腸梗阻與病理分期無明顯關系的論點不同。

本研究結果顯示，結直腸癌的大體分型、分化程度和病理分期是影響結直腸癌預后的獨立因素，其中病理分期是影響其預后的最重要的獨立變量；而年齡、性別以及腫瘤部位、大小等因素與預后無相關性。隨著對腫瘤分子生物學研究的進展，將腫瘤的病理分期與分子生物學特性相結合，有望能篩選出對臨床預后判定有更大價值的分子指標。

回歸分析論文:多因素回歸分析中醫藥干預對大腸癌預后的影響

作者：高峰，趙愛光，曾武，鄭堅，顧纓，韓穎盈，朱瑩杰，王強，楊金坤

【摘要】 目的 應用多因素分析的方法探討中醫藥治療對大腸癌預后的影響。方法 應用COX-多因素回歸分析，對200余例大腸癌病例的臨床資料進行回顧性分析，主要分析中醫藥干預因素對預后的影響。結果 大腸癌患者的發病年齡、中醫藥切入時間、中醫藥作用時間以及放射治療等四個因素與術后發生復發、轉移顯著相關（P<0.05）；中醫藥干預是影響發生復發、轉移后大腸癌患者生存時間的獨立因素（P<0.01）。結論 大腸癌患者較早開始中醫藥治療可以改善其預后；中醫藥治療在晚期大腸癌的治療性干預中具有顯著的優勢作用。

【關鍵詞】 大腸癌 復發轉移 中醫藥干預 COX-多因素回歸分析 預后

COX-多因素回歸分析可以在諸多相關變量中篩選并檢驗一個、或多個與事件結果顯著相關的因素。本文對200余例大腸癌病例的臨床資料進行多因素分析，探討中醫藥治療對大腸癌預后的影響。

1 資料與方法

1.1 一般資料 在1998年1月1日～2004年3月31日就診的大腸癌病例中獲得201例可進行統計的病例資料。其中結腸癌92例，直腸癌109例。男102例，女99例。所有病例均有明確病理學診斷依據，均為腺癌。行根治術170例，姑息術20例，11例未行手術治療。確診時已發生轉移者30例，根治術后170例中有51例（30.0％）發生轉移或復發（晚期事件），共81例；其中肝轉移39例（76.5％），腹盆腔轉移19例（37.3％），肺轉移12例（23.5％），淋巴結轉移6例（11.8％），有術后復發16例（31.4％）。170例根治術后病例中155例（91.2％）接受了中醫藥治療，發生轉移或復發的81例有中58例（71.6％）接受了中醫藥治療。

1.2 資料收集方法 采用門診隨訪、信訪及電話隨訪的方式。

3 討論

多因素分析（又被稱為多變量分析）是一種用于評定不同原因對某一事件或結果相對作用大小的統計學方法，它可以同時預測多個結果；尤其重要的是當存在有混雜因素時，多因素分析能夠同時評價一系列危險因素對結果的獨立作用。COX比例風險模型或稱COX回歸，是一種典型的多因素分析方法，這一模型以順序統計量為基礎，對生存時間的分布沒有嚴格要求，非常適用于對隨訪資料的統計研究，已被廣泛用于流行病學的調查研究中。近年來逐漸受到了臨床醫學尤其是腫瘤學相關研究的重視，將中醫藥干預因素納入大腸癌綜合治療因素中進行多因素回歸分析的研究目前尚未見報道。

大腸癌患者早期接受中醫藥治療是我們在臨床實踐中的一貫主張，本組資料的分析結果表明，無論是根治術后還是發生轉移復發后，中醫藥干預的早期切入均具有積極意義，客觀地證明了這一主張的合理性。分析原因可能是由于術后更多的放化療在一定時期一定程度上限制了中醫藥治療干預力度，如放化療對機體正氣的損傷，中醫藥治療在較短的時期內難以糾正；或者說在相當一段時間內中醫藥干預的重點被過多的集中于對付輔助化療后的不良反應方面，不能在控制轉移復發方面發揮積極作用；而較早的開始中醫藥治療，可能面對的“證”相對更加符合中醫“病”的本質，更能發揮中醫的治療作用。

文獻報道顯示，臨床病理分期是影響大腸癌預后的獨立因素［1～4］，而本組170例根治術后資料分析結果卻未顯示出這一因素的相關性。究其原因可能是由于就診病例的多來源性，可能在很大程度上造成了陰性結果。同時值得思考的是，有中醫介入的綜合性治療是否可能干預了病理分期對預后的影響呢？本組病例中共有10例直腸癌患者在根治術前或后接受了放射治療，其中有7例發生了晚期事件，而這7例中有5例術后臨床病理分期為Duke’s C 期，這些因素可能導致了“放療”在此研究中表現為危險因素。

臨床病理研究顯示老年人大腸癌相對于年輕病例，其腫瘤細胞分化層次較高，惡性程度較低，疾病預后相對較好［5］，本組資料多因素回歸分析結果表明大腸癌患者的發病年齡與術后出現晚期事件顯著相關，與文獻報道相符。但單因素分析結果卻未顯示出相關性，考慮與變量分層過細有關。一旦進入晚期事件后狀態，老年患者的其他慢性疾患可能導致預后不良，年齡差異消失。

本研究并未就中醫藥干預的某一方藥或辨證類型進行深入探討，而是將具體的臨床干預忽略為合理的整體治療。在將來的進一步深入研究中，我們將本著遵循辨證施治的原則，充分利用多因素分析的特殊統計方法，對不同的辨證和用藥進行針對性更強的中醫藥干預本身的前瞻性多因素分析，以冀突破目前中醫藥臨床研究中由于隨機對照分組研究難以進行而造成的固步不前的狀況。

回歸分析論文:類風濕性關節炎癥狀與療效關系的回歸分析

作者：呂愛平，何羿婷，查青林，閆小萍，蘇勵，宋躍進，曾升平，劉維，馮興華，錢先，朱婉華 【關鍵詞】 關節炎

［摘要］ 目的：運用回歸分析方法，探討類風濕性關節炎（rheumatoid arthritis, RA）癥狀與中、西藥治療療效之間的關系。方法：413例確診為活動期RA的病例來自9個臨床中心，隨機分成中藥治療組209例和西藥治療組204例。西藥治療方案包括非甾體抗炎藥和慢作用藥，中藥治療方案包括基礎治療和辨證用藥。治療前后收集患者的18項常見癥狀。療效評價采用美國風濕病學會20％改善標準（the American college of rheumatology 20, ACR20）進行判斷。數據分析主要采用Logistic回歸和卡方檢驗。結果：中藥治療組中，關節疼痛、關節壓痛和夜尿增多癥狀與治療12周的療效相關，其中關節疼痛和關節壓痛癥狀與療效呈正相關，夜尿增多則呈負相關；關節壓痛、發熱和小便黃濁癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛、發熱與療效呈正相關，小便黃濁則呈負相關。西藥治療組中，關節壓痛、口渴和眩暈癥狀與治療12周的療效相關，其中關節壓痛、口渴與療效呈正相關，眩暈則呈負相關；關節壓痛、肢體困重癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛與療效呈正相關，肢體困重則呈負相關。將回歸分析結果中顯示的相關性癥狀列入治療的適應證，分析后的結果表明：中、西藥治療組的療效均有所提高。結論：中、西藥治療RA的療效與一些癥狀之間存在一定的相關性，應加強癥狀對療效影響的研究，將癥狀納入藥物治療的適應證。

［關鍵詞］ 關節炎, 類風濕; 回歸分析; 癥狀; 治療結果

癥狀是指通過詢問所得到的與疾病相關的信息，是中醫問診的主要內容，是中醫辨證分型的基礎［1］。多元統計分析在中醫證候研究方面已取得了一定的經驗［2］。根據中醫證候理論，采用多中心臨床研究方法，搜集某種疾病經同一處方治療后與療效有關或無關癥狀的集合，運用Logistic回歸分析方法，找出與療效相關的癥狀，有助于進一步提高藥物治療的針對性及臨床治療的效果。本研究運用上述方法，對413例類風濕性關節炎（rheumatoid arthritis, RA）患者進行了療效與癥狀的回歸分析，探索療效與癥狀的可能關系，從中醫證候理論出發，為進一步提高療效提供科學的方法和依據。

1 資料與方法

1.1 納入標準

1.1.1 RA診斷標準 根據1987年美國風濕病學會（American Rheumatism Association）修訂的診斷標準［3］。（1）晨僵：關節及其周圍的僵硬感在獲得較大改善前至少持續1 h，病程≥6周；（2）至少3個以上關節部位的關節炎：醫生觀察到至少3個以上關節部位（有14個可能累及的部位：左側或右側的近端指間關節、掌指關節、腕、肘、膝、踝和趾關節），同時軟組織腫脹或積液（不是單純骨隆起），病程≥6周；（3）手關節的關節炎：腕、掌指或近端指間關節中，至少有一個關節腫脹，病程≥6周；（4）對稱性關節炎：身體兩側相同關節同時受累（雙側近端指間關節、掌指關節及跖趾關節受累時，不一定對稱），病程≥6周；（5）類風濕結節：醫生觀察到在骨突部位、伸肌表面或關節周圍有皮下結節；（6）類風濕因子陽性：任何檢測方法證明類風濕因子含量異常，所用方法在正常人群中的陽性率<5%；（7）放射學改變：在手和腕的后前位相上有典型的類風濕關節炎放射學改變，必須包括骨質侵蝕或受累關節及其鄰近部位有明確的骨質疏松。上述7項中有4項者即可診斷為RA。

1.1.2 RA病情活動標準［3］ （1）≥3個關節腫脹；（2）≥6個關節壓痛；（3）晨僵≥30 min；（4）紅細胞沉降率≥28 mm/h或C反應蛋白質水平較正常值高20％。

1.1.3 納入標準 必須全部符合以下三項標準：（1）活動期RA患者，關節功能分級為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ級；（2）具備患者或其家屬（監護人）簽署的同意參加本試驗的保障書；（3）年齡18～65歲。

1.2 一般資料 2002年6月1日～2003年12月31日，在全國9個中心隨機選取413例活動期RA患者，按多中心分層隨機原則分為西藥治療組和中藥治療組。西藥治療組204例，男31例，女173例，平均年齡（46.64±12.23）歲；中藥治療組209例，男35例，女174例，平均年齡（49.76±11.92）歲。

1.3 治療方案

1.3.1 西藥治療方案 非甾體類抗炎藥和慢作用藥。（1）非甾體類抗炎藥：扶他林緩釋片，75 mg/次，1次/d，飯后口服，待急性炎癥得到有效控制后停用。（2）慢作用藥：甲氨蝶呤，口服，每周1次，起始劑量5 mg/次，以后每次增加2.5 mg，一般劑量7.5～15 mg/次，維持劑量2.5～7.5mg/次；柳氮磺胺吡啶，口服，起始劑量250 mg/次，2次/d，以后每周增加日劑量250 mg，至500～1 000 mg/次，4次/d，待病情緩解后逐漸減至維持量500 mg/次，3～4次/d。

1.3.2 中藥治療方案 基礎治療聯合辨證施治。（1）基礎治療：雷公藤多苷片，10 mg/次，3次/d，飯后溫開水送服；益腎蠲痹丸，8 g/次，3次/d，飯后溫開水送服。（2）辨證施治：寒濕阻絡型，服寒濕痹顆粒（烏頭湯加減：制川烏6 g，制草烏6 g，桂枝12 g，赤芍12 g，羌活10 g，秦艽10 g，當歸10 g，茯苓12 g，炙甘草6 g），5 g/d；濕熱阻絡型，服濕熱痹顆粒（宣痹湯合三妙散加減：防己10 g，蠶砂20 g，生薏苡仁30 g，連翹12 g，蒼術15 g，黃柏12 g，懷牛膝25 g，桑枝30 g，忍冬藤30 g，當歸10 g），5 g/d；寒熱錯雜型，服寒熱痹顆粒（桂枝芍藥知母湯加減：桂枝10 g，赤芍12 g，知母15 g，麻黃6 g，防己10 g，威靈仙15 g，獨活15 g，當歸10 g，細辛3 g，忍冬藤30 g，甘草6 g），10 g/d；肝腎虧損、痰瘀痹阻型，服痹顆粒（獨活寄生湯加減：獨活15 g，桑寄生12 g，秦艽12 g，杜仲12 g，懷牛膝15 g，川芎6 g，赤、白芍各12 g，威靈仙12 g，生、熟地各12 g，知母10 g，雞血藤30 g，桃仁10 g，紅花10 g，茯苓12 g，白芥子10 g，生甘草10 g），6 g/d。以上中藥，3次/d，溫開水沖服。

1.4 觀察指標 初診及治療后2、4、8、12、16、20、24周時，觀察并記錄關節壓痛、關節發熱、關節疼痛、關節腫脹、屈伸不利、關節怕冷、口渴、肢體麻木、夜尿增多、手足不溫、精神疲乏、煩悶不安、發熱、腰膝酸軟、眩暈、畏寒、小便黃濁、肢體困重等18項癥狀，按嚴重程度分為無、輕、中、重，分別記為0、1、2、3分。

療效評價標準參照美國風濕病學會20％改善標準（the American college of rheumatology 20, ACR20）［4］：關節壓痛數改善程度、關節腫脹數改善程度、患者對疾病活動的總體評價、醫生對疾病活動的總體評價及急性期反應物5項指標改善程度均≥20％為有效，否則為無效。各項指標改善百分率＝（治療前值－治療后值）/治療前值×100％。

1.5 統計學方法 所有實驗數據均采用SPSS 11.5軟件進行統計學分析。（1）Logistic回歸分析：以3個月和6個月的療效作為因變量，以患者初診時的18項癥狀作為協變量，選用基于似然比統計量的逐步向前法。入選標準，即進入模型的低指定P值為0.5；剔除標準，即對已進入模型的變量，不刪除的低指定P值為0.2。（2）顯著性檢驗：療效比較采用卡方檢驗。

2 結果

2.1 中藥治療組和西藥治療組臨床療效的比較 治療12周后中藥治療組、西藥治療組的有效率分別為31.58%（66/209）、35.29%（72/204）；治療24周后中藥治療組、西藥治療組的有效率則分別為51.67%（108/209）、62.25%（127/204），均超過50%，兩者比較有統計學差異（χ2＝4.71, P＜0.05)。提示：根據ACR20進行療效評價，西醫治療組治療24周的療效較好。

2.2 中藥治療組癥狀與療效的分析 中藥治療12周后，關節疼痛及關節壓痛的優勢比（odds ratio, OR）均＞1（P＝0.01, P＝0.00），提示中藥對于有關節疼痛及關節壓痛癥狀的患者療效更好。夜尿增多的OR＜1（P＝0.00），提示中藥對于有夜尿增多癥狀的患者療效較差。見表1。

表1 中藥治療12周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 1 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 12week treatment in Chinese herbal drugtreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將肢體困重納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為18.75%（6/32）、34.38%（11/32）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為33.82%（23/68）、50.00%（34/68）。如果將肢體困重不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為14.63%（6/41）、36.59%（15/41）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周后的療效分別為45.59%（31/68）、70.59%（48/68）。由此可見，在中藥治療過程中將肢體困重不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛評分為中度以上時，治療12周的療效從33.82%提高到了45.59%，治療24周的療效則提高了約20%，差異有統計學意義（χ2＝6.02, P＜0.05)。

中藥治療24周后，關節壓痛及發熱的OR均＞1（P＝0.00, P＝0.02），提示中藥對于治療有關節壓痛及發熱癥狀的患者療效更好。小便黃濁的OR＜1（P＝0.05），提示中藥對于治療有小便黃濁癥狀的患者療效較差。見表2。

表2 中藥治療24周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 2 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 24week　treatment in Chinese herbal drugtreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將小便黃濁納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為19.61%（10/51）、39.22%（20/51）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為45.26%（43/95）、70.53%（67/95）。如果將小便黃濁不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為27.78%（10/36）、61.11%（22/36）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為40.91%（9/22）、81.82%（18/22）。由此可見，在中藥治療過程中將小便黃濁不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛評分為輕度以下時，治療12周、24周的療效均有提高，其中治療24周療效的提高尤為明顯（χ2＝4.05, P＜0.05）。

2.3 西藥治療組癥狀與療效的分析 西藥治療組治療12周后，關節壓痛和口渴的OR均＞1（P＝0.00, P＝0.01），提示有此類癥狀的患者療效更好；眩暈的OR＜1（P＝0.04），提示有眩暈癥狀的患者療效較差。見表3。

表3 西藥治療12周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 3 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 12week treatment in Western medicinetreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將口渴納入中藥治療的適應癥，眩暈排除出中藥治療的適應癥，則當關節壓痛評分為中度以上時，西藥治療組治療12周、24周的療效均有所提高。見表4。

表4 西藥治療組關節壓痛、口渴、眩暈不同癥狀組合的ACR20療效分析（略）

Tab 4 Relationships between treatment efficacy (ACR20) and multiple combination of clinical symptoms in Western medicinetreated gruop

*P＜0.05, vs average efficacy

西藥治療組治療24周后，關節壓痛的OR＞1（P＝0.01），提示有此癥狀的患者療效更好；肢體困重的OR＜1（P＝0.01），提示有肢體困重癥狀的患者療效較差。見表5。

表5 西藥治療24周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 5 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 24week treatment in Western medicinetreated group

3 討論

RA屬中醫痹病范疇，中醫認為肝腎虧損是導致本病發生的根本原因，外感風寒濕熱之邪是引起本病的外因，而經絡痹阻、氣血不暢是其基本的病理特征。綜合有關RA的中醫藥臨床研究文獻，可將其歸納為寒濕阻絡、濕熱阻絡、寒熱錯雜、肝腎虧損兼痰瘀痹阻四大證型，臨床上除了予以一般的辨證論治外，補益肝腎、化瘀通絡則貫穿于本病治療的全過程［5～9］。雷公藤制劑是公認的治療RA的有效藥物，不少醫家將其列為西藥治療的二線藥物［10,11］。益腎蠲痹丸是根據著名中醫專家朱良春的經驗方研制的治療RA的國家三類新藥，臨床和實驗研究證明，該藥具有顯著的補腎化瘀作用，能調節免疫功能并修復因RA引起的骨質破壞［12～15］。中藥湯劑是中醫臨床治療疾病的重要手段，依據“辨證論治”、“理法方藥”理論研制的有效湯藥，如烏頭湯、宣痹湯、三妙散、桂枝芍藥知母湯和獨活寄生湯等，皆是中醫臨床治療痹病的傳統名方，經千百年的臨床實踐，療效確切，現已廣泛地用于治療RA，并取得了較好的療效［16～23］。

現代醫學大多重視與疾病有直接關聯的臨床癥狀，并將其納入疾病診斷和療效評價標準之中，例如RA的關節疼痛癥狀［24］，而對于其他與診斷無關的癥狀則關注不夠，例如RA的眩暈、夜尿增多癥狀等。中醫學以患者的癥狀作為辨證分類和處方用藥的依據。因此，癥狀的有效組合是中醫辨證分類的重要基礎。目前，辨證分類所依據的癥狀組合多是根據經驗而定，缺乏客觀的標準，一定程度上阻礙了其進一步的發展［25，26］。我們對RA患者18項癥狀進行因子分析的結果表明：4個公因子的貢獻率都接近20%或以上，累積貢獻率達到97.54%，基本能反映調查的整體性；同時公因子1～4分別反映了關節病情、中醫寒證、虛證和熱證的臨床表現。提示：中醫傳統辨證分類法符合現代統計學基礎［27］。

對于中醫理論來說，與疾病診斷非相關的癥狀也可以影響疾病的治療效果，但現代醫學則缺乏這方面的相關報道。本研究結果表明：中藥治療組中，關節疼痛、關節壓痛和夜尿增多癥狀與治療12周的療效相關，其中關節疼痛和關節壓痛癥狀與療效呈正相關，夜尿增多則呈負相關；關節壓痛、發熱和小便黃濁癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛、發熱與療效呈正相關，小便黃濁則呈負相關。西藥治療組中，關節壓痛、口渴、眩暈癥狀與治療12周的療效相關，其中關節壓痛、口渴與療效呈正相關，眩暈則呈負相關；關節壓痛、肢體困重癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛與療效呈正相關，肢體困重則呈負相關。提示：癥狀可以影響疾病的治療效果，不僅影響中藥的治療，亦影響西藥的治療。

隨著現代醫學的發展，越來越多的學者認識到人類疾病進入了個性化治療時代［28］。就目前現代醫學的發展而言，根據個體遺傳信息特征進行個性化的治療還為時尚早，相比而言，中醫辨證論治是根據患者的宏觀信息進行的個性化治療。我們將回歸分析結果中顯示的相關性癥狀列入治療的適應癥中，對原始數據進行再次分析，結果表明中藥治療12周的療效從33.82%提高到45.59%，其治療24周的療效則提高了約20%；西藥治療12周和24周的療效亦得到了相應提高。提示：癥狀能夠作為辨證論治乃至個體化治療的有效信息，值得深入研究。

現代醫學也開始注意對疾病癥狀進行因子分析，但大多是對與診斷相關的癥狀進行再次分類，未注意與診斷無關的一些癥狀，同時也沒有進行癥狀與療效之間相關性的探索［29］。張琴等［30］采用聚類分析和因子分析結合，分析中醫證候變量與肝炎后分類的關系，發現證候變量與中醫肝硬化證候之間具有數學邏輯關系。我們以往的研究表明：慢性胃炎患者幽門螺桿菌感染和胃黏膜淋巴細胞浸潤情況與患者的癥狀之間存在一定的關聯性，其中以非消化系統癥狀的貢獻率更大［31,32］。這些研究結果表明，加強癥狀在疾病診斷分類、療效評價和作用方面的研究，有助于闡明中醫證候分類的科學性。

回歸分析論文:結直腸癌臨床病理特征與預后的多因素回歸分析

作者：呂夢月，閆俊民，范大光

【摘要】 目的 探討結直腸癌的臨床病理特征與預后的關系。方法 應用單因素和多因素的分析方法，回顧性分析有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例結直腸癌患者的臨床特點，病理特征及其對預后的影響。結果 結直腸癌患者總的3年、5年生存率分別為52.8%和50.4%，中位生存時間為1807天。單因素分析顯示，其預后與腫瘤的大體分型、侵襲程度、轉移情況、等級分化、病理分期以及癌性腸梗阻均有相關性。應用COX比例危險回歸模型顯示腫瘤的大體分型、分化程度、腸壁的浸潤深度和病理分期是影響結直腸癌患者術后生存的獨立因素。結論 病理分期是影響結直腸癌患者預后最重要的一項指標（P＜0.005），對于指導手術治療、術后輔助治療和判斷預后方面有著重要作用。

【關鍵詞】 結直腸腫瘤；病理學；預后回歸分析

結直腸癌在我國為第4～6位常見惡性腫瘤。且有逐年增加的趨勢，據鄭樹報道上海市20年間結直腸癌發病率（1963～1983年）增加了3倍多［1］?，F將我們兩所醫院具有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例結直腸癌的臨床病理特征及其與預后的關系進行分析和探討，為臨床手術方案的制定、術后輔助治療及評判預后提供較為的指標。

1 臨床資料

1.1 一般資料 從1993年1月～2004年1月間，我科與山西省陽泉市第三人民醫院腫瘤科共收治結直腸癌患者1068例，以具有完整臨床病理資料和隨訪資料的698例為研究對象。全部患者的臨床資料見表1、2、3。病理分期參照我國大腸協作組病理組1984年制定的病理分期方案。本組患者的手術切除率為89.6%，根治性切除率為84.6%。

1.2 隨訪 全部患者術后第1年每3個月隨訪1次，以后每6個月隨訪1次，記錄完整的隨訪個人檔案?；颊叩呐R床病理資料指標，經編碼后輸入計算機系統，生存時間是以手術后至死亡時間。隨訪方式是采取電話和信訪相結合，本組資料的隨訪率為100.0%。

1.3 統計學方法 應用SPSS 10.0軟件包進行統計分析。計量資料采用（x±s）表示，生存率計算用壽命表法，生存率的比較采用時序檢驗法。對于單因素分析有意義的變量，通過變量逐步引入的方法進入COX回歸模型，從而排除變量之間的干擾因素，確立影響生存預后的獨立因素。

表1 698例結直腸癌患者的臨床資料及預后 （x±s，%）

注：單因素分析；直腸分為上、中、下段

表2 698例結直腸癌患者的病理特征及其對預后的影響 （x±s，%）

注：單因素分析

表3 698例結直腸癌患者臨床病理特征多因素COX回歸分析結果

2 討論

近10年來，結直腸癌患者的術后5年生存率已近60%左右，而據上海、北京兩地居民1988～1992年間結直腸癌患者5年生存率不到40%［2］。而林濤等報道如為早期大腸癌行根治術后5年生存率可提高到95.5%［3］。國內外文獻對結直腸癌預后的分析多以單因素為主，而應用多因素分析來探討其預后者不多。我們就本組資料結合文獻報道，探討影響結直腸癌預后的因素及其可能的其他原因。

2.1 性別與年齡 結直腸癌的發病無性別差異，雖然女性的5年生存率（59.7%）低于男性（61.5%），但差異無顯著性（P=0.444）。這與文獻報道一致［4］。年齡是研究結直腸癌患者預后的一個較為常用的指標。本組單因素分析顯示，3年年齡組術后5年生存率差異無顯著性（P＞0.05）。不能作為判斷預后的一個指標。

2.2 腫瘤的部位、大小與預后 過去報道直腸癌的預后比結腸癌的差，但近期研究［5］顯示，腫瘤的部位與預后無相關性。本組單因素分析顯示，不同部位的結腸癌和直腸癌，其術后5年生存率的差異無顯著性（P＞0.05）；＜5cm和≥5cm的腫瘤術后5年生存率之間比較，差異亦無顯著性（P＞0.05）。這與Ratto等［6］報道的腫瘤大小在單因素分析時對預后有影響不同。

2.3 腫瘤的大體形態與預后 單因素分析顯示，腫塊型的術后5年生存率明顯高于潰瘍型和侵襲型（P=0.0096）。多因素分析顯示，腫瘤的大體形態是影響預后的一個獨立指標（P＞0.012）。

2.4 腫瘤的分化程度、組織學類型與預后 單因素分析顯示，黏液腺癌和印戒細胞癌術后5年生存率與腺癌沒有明顯差異（P=0.05），腫瘤的組織學分型不能作為判斷預后的一個指標；但是分化程度與術后生存有相關性（P=0.014），低分化腫瘤的術后5年生存率低于高、中分化者（P＜0.0005）。多因素分析顯示，腫瘤的分化程度影響結直腸癌預后的一個獨立因素（P=0.041）。

2.5 腫瘤的分期與預后 腫瘤的Dukes分期包括腫瘤的腸壁浸潤深度、淋巴結遠處轉移等因素。單因素分析顯示，腫瘤的腸壁浸潤深度、轉移情況和病理分期對預后有較大的影響（均P＜0.05）。多因素分析顯示，腫瘤的浸潤深度（P=0.045）和病理分期（P＜0.0005）均為影響預后的獨立指標。在COX回歸模型中，腫瘤的浸潤深度和病理分期的相對危險度分別為1.238和2.464，二者均為預后的重要指標之一。需要指出病理分期易受人為因素的影響，但利用免疫組化和RT-PCR的方法可以檢測出常規病理不能發現的淋巴結微轉移灶，提高病理分期的性和對判斷預后的價值。

2.6 腸梗阻與預后 單因素分析表明，癌性腸梗阻是影響預后的一個因素，梗阻與非梗阻的術后5年生存率有明顯的差異（P=0.0085）。多因素分析顯示，腸梗阻（P=0.074）不是影響預后的一個獨立變量。多數文獻報道，癌性梗阻患者多屬于中晚期，一般狀況差，術后并發癥多，死亡率高，長期生存率有所下降。本組COX回歸分析顯示，當腫瘤分期進入回歸模型時，癌性腸梗阻對預后的影響作用消失（P=0.055），說明腫瘤分期包括了癌性腸梗阻對預后的影響作用，這與Culcitti等［7］報道的癌性腸梗阻與病理分期無明顯關系的論點不同。

本研究結果顯示，結直腸癌的大體分型、分化程度和病理分期是影響結直腸癌預后的獨立因素，其中病理分期是影響其預后的最重要的獨立變量；而年齡、性別以及腫瘤部位、大小等因素與預后無相關性。隨著對腫瘤分子生物學研究的進展，將腫瘤的病理分期與分子生物學特性相結合，有望能篩選出對臨床預后判定有更大價值的分子指標。

回歸分析論文:心率變異多參數定量及回歸分析在鑒別兒童心電圖ST

作者：宋安齊，牛小麟，張超英，杜穎，郭潤梅

【關鍵詞】 心率變異性；ST

【摘要】 目的： 探討心率變異（HRV）對于兒童心電圖STT改變鑒別診斷的意義. 方法： 對40例單純STT改變患兒、41例伴STT改變病毒性心肌炎患兒、40例正常兒童行24 h動態心電圖分析，觀察HRV時域、頻域十項參數24 h及清醒期和睡眠期的改變. 以ST壓低值為因變量，24 h, 清醒期、睡眠期的全部HRV頻域、時域參數為自變量進行多元相關回歸分析. 結果： 單純STT改變患兒睡眠期HRV升高，高頻帶(HF) 1465±197 vs 497±201 (P<0.017),晝夜波動增大，伴STT改變心肌炎患兒HRV持續降低. 總功率譜密度（TP） 2647±1328 vs 3121±569 (P<0.017), HF 305±199 vs 667±116 (P<0.017)晝夜波動消失. 多元回歸分析顯示HF/LF和極低頻帶（VLF）分別與單純STT改變組和心肌炎組的ST壓低關系密切. 結論： 提出了有助于鑒別兒童STT改變性質的HRV特征及HRV輔助診斷指標.

【關鍵詞】 心率變異性；STT 改變；回歸分析；自主神經系統；兒童

0引言

兒童心電圖STT改變臨床頗為常見，多伴有心悸、胸悶、頭暈等癥狀，但體檢和心肌酶學檢查等可無異常發現. 如何判定此種情況下STT改變的意義，一直是臨床上令人困擾的問題. 已知STT改變不僅可以受心肌炎等常見疾病影響，亦可由于自主神經功能狀態異常所致［1］. 心率變異(heart tate variability, HRV)是反映自主神經功能狀態的定量指標，已用于多種疾病的研究［2-3］，但在STT改變情況下，HRV多項參數哪些具有特殊的輔助鑒別診斷價值尚不清楚.

1對象和方法

1.1對象單純STT改變組40(男19，女21)例，年齡5~12歲，系西安交通大學第二醫院心內科門診及住院患兒，以心悸、胸悶、頭暈等癥狀就診，ECG或Holter檢查提示STT改變，但體格檢查、超聲心動圖和心肌酶學檢查未提示心臟器質性改變. 病毒性心肌炎組41(男21，女20)例，年齡3~12歲. 符合1999年全國心血管會議修訂的病毒性心肌炎診斷標準. 對照組為西安交通大學第二醫院職工健康子女40(男19，女21)例，5~11歲.

1.2方法

1.2.124 h動態心電圖記錄采用美國DMS Golden7.0三通道記錄儀，選擇V1, V5, aVF 導聯. 受檢者進行24 h連續記錄. 檢查前停用影響心率及自主神經藥物5個半衰期以上，檢查期間禁服刺激性飲料并保持日常晝夜規律.

1.2.2HRV檢測和指標① 24 h內正常RR間期標準差(standard diviation of NN intervals, SDNN); ② 24 h內每5 min節段平均正常RR間期標準差(standard diviation of average 5 min NN intervals, SDANN); ③ 24h內5min段RR間期標準差的平均值(average standard diviation of 5 min NN intervals, SDNNindex); ④ 相鄰正常RR間期差值的均方根 (root mean square of standard diaviation of NN intervals, rMSSD); ⑤ 相鄰RR間期差值>50 ms的個數所占百分比(percent of the number whose difference between adjacent NN interval are more than 50 ms, pNN50). 頻域法系將HRV信號經快速傅立葉變換（FFT）得到頻率（Hz）為橫坐標，功率譜密度ms2/Hz為縱坐標的頻域圖，頻域帶的區分為：(0.15~0.40) Hz為高頻帶（high frequency, HF），0.04~0.15 Hz為低頻帶 low frequency, LF），(0.01~0.04) Hz為極低頻帶（very low frequency, VLF）. 計算LF/HF及總功率譜密度（total power, TP）.

1.2.3平均心率（average heart rate, AHR）及心率差值(heart rate between the maximun and minimum, HRmaxmin)的測定見參考文獻［4］.

統計學處理： 實驗結果測定值用x±s表示. 因數據方差不齊,三組間比較采用KruskalWallis H檢驗, P<0.05認為差異有統計學意義. 組間兩兩比較采用MannWhitney U檢驗，P<0.017 認為差異有統計學意義. 組內自身比較采用配對t檢驗，P<0.05為差異具有統計學意義. 以ST壓低數值（mV×10）為因變量，全部HRV參數［包括清醒期(D表示)，睡眠期(N表示)］為自變量，對單純STT改變組和心肌炎組進行多元回歸分析. 以F值4.0，3.8 作為進入和排除進入方程的標準. 全部計算采用SPSS 10.0軟件包完成.

2結果

2.1HRV頻域和時域指標24 h HRV參數有一定變化（表 1）. 清醒期與睡眠期HRV參數組間及自身比較也有統計學差異（表2）. 表1HRV 24 h頻域及時域指標 表2清醒期及睡眠期HRV頻域和時域指標

2.2多元回歸分析進行單純STT組多元回歸，5個變量進入回歸方程，復r=0.99，因變量ST回歸方程：ST=-0.123+0.582LF/HF+0.0007LF+0.00004VLF+0.006 pNN50N+0.001SDNNN. 心肌炎組多元回歸，3個變量進入回歸方程，復r=0.982，因變量ST回歸方程：ST=-3.471+0.0018VLF +0.0008LFN+0.001LF.

3討論

自主神經功能紊亂是心電圖功能性STT改變的主要原因之一. 兒童正處于生長發育期，自主神經功能尚不穩定，由此引起的STT改變相對多見. HRV作為一種以判斷自主神經功能為優勢的無創性檢測技術，可能對于涉及自主神經功能紊亂的患兒具有特殊的鑒別診斷意義［4］.

我們首次觀察單純STT改變組HRV變化的特征為： ① 24 h總的HRV參數絕大部分與對照組無顯著差異，僅LF/HF降低，SDANN升高，似乎該組患兒自主神經24 h的整體功能狀態改變不甚明顯. 將HRV指標清醒期與睡眠期區分開來，就會發現, 清醒期絕大部分指標較對照組增高，睡眠期全部八項指標除LF/HF降低外，均明顯高于對照組. 提示無論清醒期還是睡眠期,該組患兒的自主神經都是異?；钴S的,由于清醒期以LF升高為主，睡眠期以HF升高為主. 因此，LF/HF在清醒期高于對照組而在睡眠期降低，提示清醒期交感神經張力相對增高，睡眠期迷走神經張力相對增高，交感與迷走神經張力的平衡狀態被打破. ② 組內HRV參數清醒期與睡眠期自身比較，其數值變化的幅度明顯大于對照組. 提示該組患兒自主神經活動的不穩定性增加. ③ 多元相關回歸分析顯示LF/HF與ST壓低呈正相關，關系系數B值為0.58，其余四項參數B值很小，提示LF/HF既自主神經功能改變是造成該組患兒STT壓低的主要原因.

病毒性心肌炎為兒童常見的器質性心血管疾病之一，其心電圖STT改變相當常見. 本研究顯示該組患兒HRV變化的特征為： ① 24 h, 清醒期和睡眠期的絕大部分HRV指標均較對照組顯著降低，僅LF/HF比值升高，說明無論清醒期和睡眠期，交感和迷走神經功能均減低，但以迷走神經張力減低更為明顯，從而導致交感神經活動相對增強. 而AHR增快，HRmaxmin減小，也從另一方面印證了上述推論. ② 組內清醒期與睡眠期HRV指標自身比較，正常的變化規律消失. ③ 多元相關回歸分析顯示VLF, LFN, LF與心肌炎組ST壓低有關，可看出器質性ST改變與交感神經的活動有一定關系但不密切.

此外，我們還注意到AHR和HR maxmin的特征性變化. 該兩項指標的獲取無需經過復雜的轉換，受儀器型號和度的干擾較少. 我們的結果顯示，單純STT改變患兒HRmaxmin較對照組增高，AHR與對照組比較無統計學差異;伴STT改變的病毒性心肌炎患兒AHR增高，HRmaxmin值減少；兩者的明顯差別亦可作為鑒別參考.

回歸分析論文:利用EXCEL實現財務預測的回歸分析

關鍵字：EXCEL 財務預測 回歸分析

在企業財務管理工作中，存在著大量的財務預測工作。通過財務預測有助于改善投資決策，提高企業對不確定事件的反應能力，從而減少不利事件出現帶來的損失。通常銷售百分比法是一種簡單和常用的方法，其主要是假設資產、負債、收入、成本與銷售額成正比例。但由于規模經濟現象和批量購銷問題的存在，銷售百分比法的假設經常不成立，這使其應用范圍受到限制。為了改進財務預測的質量，回歸分析則不失為一種有效的方法，利用數理統計的相關原理使數據預測結果更具有說服力。隨著Excel電子表的廣泛使用，利用其穩定的性能、強大的功能來解決財務預測的回歸分析問題則顯得十分有效。

一、財務預測的回歸分析原理

財務預測的回歸分析，是利用一系列的歷史資料求得各資產負債表項目和銷售額的函數關系，據此預測計劃銷售額與資產、負債數量，然后預測融資需求。

在財務預測的回歸分析中，首先必須收集一些影響被預測對象相關變量的歷史資料，然后再將收集到的數據輸入計算機進行自動計算得到回歸方程和相關參數。計算出的回歸方程是否能夠作為財務預測的依據取決于對相關參數進行分析，故需要運用數據統計的方法如擬合檢驗、顯著性檢驗得出檢驗結果。如果檢驗結果表明回歸方程是的，把已擬好的相關變量值代入回歸方程得出最終的預測值。下面以銷售額的多元回歸分析預測為例來說明Excel在財務預測回歸分析中的應用。

二、操作方法與步驟

（一）新建工作簿

1、單擊”開始”菜單，再在彈出的開始菜單項中，單擊”新建office文檔”，出現”新建office文檔”對話框窗口。

2、在”新建office文檔”對話框窗口中的”常用”活頁夾中，雙擊”空工作簿”，出現名為”Book1”的空工作簿。

3、按【Ctrl+S】鍵：或者在剛剛建立的空工作簿”Book1”中單擊磁盤圖標：或者單擊”文件”菜單并在彈出的菜單中單擊”保存”。

4、在”另存為”對話框中將文件名”Book1”改為”財務預測回歸分析”，然后單擊保存。

（二）定義工作表名稱和歷史數據

1、雙擊”sheet1”工作表標簽，輸入”銷售額預測回歸分析”后按【Enter】鍵。

2、選擇”銷售額預測回歸分析”，在A1至D9輸入標題（銷售額、電視廣告費用、報紙廣告費用、年份）和相應數據。限于篇幅及僅為說明問題，這里只設8年數據來進行分析。

(三)定義公式

1、用鼠標選擇A11到C15的結果輸出區域，輸入公式”=LINEST(A2:A9,B2:C9,true,true)”后按【Ctrl+Shift+Enter】，在A11到C15的區域中顯示如下結果：

1.300989098 2.290183621 832.3009169

0.320701597 0.304064556 15.73868952

0.9190356 6.425873026 #N/A

28.37776839 5 #N/A

2343.540779 206.4592208 #N/A

說明1：公式LINEST(A2:A9,B2:C9,1,1)中A2:A9是回歸方程y = m1*x1+m2*x2 + b 中已知被預測對象y值集合，B2:C9是方程中已知可選變量值x1和 x2的集合。兩個true均為邏輯值，前一個true 指明b 將被正常計算，如為false則強制b為0值；后一個true表示指明返回附加回歸統計值，如為false則不返回附加回歸統計值。

2、為了便于后面對結果進行分析，可將上述結果進行重新表達，使之更為清淅。根據上表中的結果和結果的排列順序（見說明2），可在A17至E21區域輸入對上述結果的解釋：

多元回歸方程： y=2.290183621*x1+1.300989098*x2+832.3009169

標準差： m1=0.304064556 m2=0.320701597 b=15.73868952

判定系數=0.9191356 y估計值的標準誤差=6.425873026

F統計值=28.37776839 自由度=5

回歸平方和=2343.540779 殘差平方和=206.4592208

說明2：①返回回歸分析的結果是按一定順序排列的，排列順序如下表：

A B C D E

11 mn mn-1 …… m1 b

12 sen sen-1 …… se1 seb

13 r2 sey

14 F df

15 ssreg ssresid

②上表中se1,se2,...,sen表示系數 m1,m2,...,mn 的標準誤差值；Seb表示常數項 b 的標準誤差值；r2表示判定系數，可用于擬合檢驗；Sey表示y 估計值的標準誤差；F表示F 統計值或F觀察值；df表示自由度；ssreg表示回歸平方和；ssresid表示殘差平方和。

（四）檢驗回歸方程的性

在上例中，判定系數（或 r2）為 0.9191356（函數 LINEST 的輸出單元格 A13 中的值），表明在電視廣告費用x1、報紙廣告費用x2與銷售額y之間存在很大的相關性。然后可以通過 F 統計來確定具有如此高的 r2 值的結果偶然發生的可能性。假設事實上在變量間不存在相關性，但選用 8 年數據作為小樣本進行統計分析卻導致很強的相關性。”Alpha”表示得出這樣的相關性結論錯誤的概率。如果 F 觀測統計值大于 F 臨界值，表明變量間存在相關性。假設一項單尾實驗的 Alpha 值為 0.05，根據自由度（在大多數F 統計臨界值表中縮寫成 v1 和 v2）v1 = k = 2，v2 = df=n - (k + 1) = 8 - (2 + 1) =5，其中 k 是回歸分析中的變量數，n 是數據點的個數，可以在F 統計臨界值表中查到F 臨界值為 5.79。而在單元格 A14 中的 F 觀測值為 28.37776839，遠大于 F 臨界值 5.79。由此可以得出結論：此回歸方程適用于對銷售額的預測。

（五）預測未來的銷售額

假設2002年的電視廣告費用預算為35萬元，報紙廣告費用預算為18萬元，則根據多元線性回歸方程y=2.290183621*x1+1.300989098*x2+832.3009169可計算出2002年的銷售額為2.290183621*35+1.300989098*18+832.3009169即913.7583萬元。

三、結束語

文中僅以預測銷售額為例說明Excel在財務預測的回歸分析中應用和實現問題，其他項目可以用同樣的方法來預測。比如，假設存貨與銷售額之間存在直線關系，其直線方程為”存貨=a+b×銷售額”，根據歷史資料和一元回歸分析可以求出直線方程的系數a和b，然后根據預計銷售額和直線方程預計存貨的金額。通過假設銷售額與資產、負債等存在線性關系，利用一系列的歷史資料求得各資產負債表項目和銷售額的函數關系，據此預測計劃銷售額與資產、負債數量，然后預測融資需求。須注意的是，函數變量的選擇直接關系到回歸分析結果的正確性和性，只要變量選擇恰當，Excel可以為財務管理工作帶來極大的效率，使得在手工作業下難以完成的思想和方法得以順利實施。

回歸分析論文:類風濕性關節炎癥狀與療效關系的回歸分析

作者：呂愛平，何羿婷，查青林，閆小萍，蘇勵，宋躍進，曾升平，劉維，馮興華，錢先，朱婉華 【關鍵詞】 關節炎

［摘要］ 目的：運用回歸分析方法，探討類風濕性關節炎（rheumatoid arthritis, RA）癥狀與中、西藥治療療效之間的關系。方法：413例確診為活動期RA的病例來自9個臨床中心，隨機分成中藥治療組209例和西藥治療組204例。西藥治療方案包括非甾體抗炎藥和慢作用藥，中藥治療方案包括基礎治療和辨證用藥。治療前后收集患者的18項常見癥狀。療效評價采用美國風濕病學會20％改善標準（the American college of rheumatology 20, ACR20）進行判斷。數據分析主要采用Logistic回歸和卡方檢驗。結果：中藥治療組中，關節疼痛、關節壓痛和夜尿增多癥狀與治療12周的療效相關，其中關節疼痛和關節壓痛癥狀與療效呈正相關，夜尿增多則呈負相關；關節壓痛、發熱和小便黃濁癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛、發熱與療效呈正相關，小便黃濁則呈負相關。西藥治療組中，關節壓痛、口渴和眩暈癥狀與治療12周的療效相關，其中關節壓痛、口渴與療效呈正相關，眩暈則呈負相關；關節壓痛、肢體困重癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛與療效呈正相關，肢體困重則呈負相關。將回歸分析結果中顯示的相關性癥狀列入治療的適應證，分析后的結果表明：中、西藥治療組的療效均有所提高。結論：中、西藥治療RA的療效與一些癥狀之間存在一定的相關性，應加強癥狀對療效影響的研究，將癥狀納入藥物治療的適應證。

［關鍵詞］ 關節炎, 類風濕; 回歸分析; 癥狀; 治療結果

癥狀是指通過詢問所得到的與疾病相關的信息，是中醫問診的主要內容，是中醫辨證分型的基礎［1］。多元統計分析在中醫證候研究方面已取得了一定的經驗［2］。根據中醫證候理論，采用多中心臨床研究方法，搜集某種疾病經同一處方治療后與療效有關或無關癥狀的集合，運用Logistic回歸分析方法，找出與療效相關的癥狀，有助于進一步提高藥物治療的針對性及臨床治療的效果。本研究運用上述方法，對413例類風濕性關節炎（rheumatoid arthritis, RA）患者進行了療效與癥狀的回歸分析，探索療效與癥狀的可能關系，從中醫證候理論出發，為進一步提高療效提供科學的方法和依據。

1 資料與方法

1.1 納入標準

1.1.1 RA診斷標準 根據1987年美國風濕病學會（American Rheumatism Association）修訂的診斷標準［3］。（1）晨僵：關節及其周圍的僵硬感在獲得較大改善前至少持續1 h，病程≥6周；（2）至少3個以上關節部位的關節炎：醫生觀察到至少3個以上關節部位（有14個可能累及的部位：左側或右側的近端指間關節、掌指關節、腕、肘、膝、踝和趾關節），同時軟組織腫脹或積液（不是單純骨隆起），病程≥6周；（3）手關節的關節炎：腕、掌指或近端指間關節中，至少有一個關節腫脹，病程≥6周；（4）對稱性關節炎：身體兩側相同關節同時受累（雙側近端指間關節、掌指關節及跖趾關節受累時，不一定對稱），病程≥6周；（5）類風濕結節：醫生觀察到在骨突部位、伸肌表面或關節周圍有皮下結節；（6）類風濕因子陽性：任何檢測方法證明類風濕因子含量異常，所用方法在正常人群中的陽性率<5%；（7）放射學改變：在手和腕的后前位相上有典型的類風濕關節炎放射學改變，必須包括骨質侵蝕或受累關節及其鄰近部位有明確的骨質疏松。上述7項中有4項者即可診斷為RA。

1.1.2 RA病情活動標準［3］ （1）≥3個關節腫脹；（2）≥6個關節壓痛；（3）晨僵≥30 min；（4）紅細胞沉降率≥28 mm/h或C反應蛋白質水平較正常值高20％。

1.1.3 納入標準 必須全部符合以下三項標準：（1）活動期RA患者，關節功能分級為Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ級；（2）具備患者或其家屬（監護人）簽署的同意參加本試驗的保障書；（3）年齡18～65歲。

1.2 一般資料 2002年6月1日～2003年12月31日，在全國9個中心隨機選取413例活動期RA患者，按多中心分層隨機原則分為西藥治療組和中藥治療組。西藥治療組204例，男31例，女173例，平均年齡（46.64±12.23）歲；中藥治療組209例，男35例，女174例，平均年齡（49.76±11.92）歲。

1.3 治療方案

1.3.1 西藥治療方案 非甾體類抗炎藥和慢作用藥。（1）非甾體類抗炎藥：扶他林緩釋片，75 mg/次，1次/d，飯后口服，待急性炎癥得到有效控制后停用。（2）慢作用藥：甲氨蝶呤，口服，每周1次，起始劑量5 mg/次，以后每次增加2.5 mg，一般劑量7.5～15 mg/次，維持劑量2.5～7.5mg/次；柳氮磺胺吡啶，口服，起始劑量250 mg/次，2次/d，以后每周增加日劑量250 mg，至500～1 000 mg/次，4次/d，待病情緩解后逐漸減至維持量500 mg/次，3～4次/d。

1.3.2 中藥治療方案 基礎治療聯合辨證施治。（1）基礎治療：雷公藤多苷片，10 mg/次，3次/d，飯后溫開水送服；益腎蠲痹丸，8 g/次，3次/d，飯后溫開水送服。（2）辨證施治：寒濕阻絡型，服寒濕痹顆粒（烏頭湯加減：制川烏6 g，制草烏6 g，桂枝12 g，赤芍12 g，羌活10 g，秦艽10 g，當歸10 g，茯苓12 g，炙甘草6 g），5 g/d；濕熱阻絡型，服濕熱痹顆粒（宣痹湯合三妙散加減：防己10 g，蠶砂20 g，生薏苡仁30 g，連翹12 g，蒼術15 g，黃柏12 g，懷牛膝25 g，桑枝30 g，忍冬藤30 g，當歸10 g），5 g/d；寒熱錯雜型，服寒熱痹顆粒（桂枝芍藥知母湯加減：桂枝10 g，赤芍12 g，知母15 g，麻黃6 g，防己10 g，威靈仙15 g，獨活15 g，當歸10 g，細辛3 g，忍冬藤30 g，甘草6 g），10 g/d；肝腎虧損、痰瘀痹阻型，服痹顆粒（獨活寄生湯加減：獨活15 g，桑寄生12 g，秦艽12 g，杜仲12 g，懷牛膝15 g，川芎6 g，赤、白芍各12 g，威靈仙12 g，生、熟地各12 g，知母10 g，雞血藤30 g，桃仁10 g，紅花10 g，茯苓12 g，白芥子10 g，生甘草10 g），6 g/d。以上中藥，3次/d，溫開水沖服。

1.4 觀察指標 初診及治療后2、4、8、12、16、20、24周時，觀察并記錄關節壓痛、關節發熱、關節疼痛、關節腫脹、屈伸不利、關節怕冷、口渴、肢體麻木、夜尿增多、手足不溫、精神疲乏、煩悶不安、發熱、腰膝酸軟、眩暈、畏寒、小便黃濁、肢體困重等18項癥狀，按嚴重程度分為無、輕、中、重，分別記為0、1、2、3分。

療效評價標準參照美國風濕病學會20％改善標準（the American college of rheumatology 20, ACR20）［4］：關節壓痛數改善程度、關節腫脹數改善程度、患者對疾病活動的總體評價、醫生對疾病活動的總體評價及急性期反應物5項指標改善程度均≥20％為有效，否則為無效。各項指標改善百分率＝（治療前值－治療后值）/治療前值×100％。

1.5 統計學方法 所有實驗數據均采用SPSS 11.5軟件進行統計學分析。（1）Logistic回歸分析：以3個月和6個月的療效作為因變量，以患者初診時的18項癥狀作為協變量，選用基于似然比統計量的逐步向前法。入選標準，即進入模型的低指定P值為0.5；剔除標準，即對已進入模型的變量，不刪除的低指定P值為0.2。（2）顯著性檢驗：療效比較采用卡方檢驗。

2 結果

2.1 中藥治療組和西藥治療組臨床療效的比較 治療12周后中藥治療組、西藥治療組的有效率分別為31.58%（66/209）、35.29%（72/204）；治療24周后中藥治療組、西藥治療組的有效率則分別為51.67%（108/209）、62.25%（127/204），均超過50%，兩者比較有統計學差異（χ2＝4.71, P＜0.05)。提示：根據ACR20進行療效評價，西醫治療組治療24周的療效較好。

2.2 中藥治療組癥狀與療效的分析 中藥治療12周后，關節疼痛及關節壓痛的優勢比（odds ratio, OR）均＞1（P＝0.01, P＝0.00），提示中藥對于有關節疼痛及關節壓痛癥狀的患者療效更好。夜尿增多的OR＜1（P＝0.00），提示中藥對于有夜尿增多癥狀的患者療效較差。見表1。

表1 中藥治療12周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 1 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 12week treatment in Chinese herbal drugtreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將肢體困重納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為18.75%（6/32）、34.38%（11/32）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為33.82%（23/68）、50.00%（34/68）。如果將肢體困重不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為14.63%（6/41）、36.59%（15/41）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周后的療效分別為45.59%（31/68）、70.59%（48/68）。由此可見，在中藥治療過程中將肢體困重不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛評分為中度以上時，治療12周的療效從33.82%提高到了45.59%，治療24周的療效則提高了約20%，差異有統計學意義（χ2＝6.02, P＜0.05)。

中藥治療24周后，關節壓痛及發熱的OR均＞1（P＝0.00, P＝0.02），提示中藥對于治療有關節壓痛及發熱癥狀的患者療效更好。小便黃濁的OR＜1（P＝0.05），提示中藥對于治療有小便黃濁癥狀的患者療效較差。見表2。

表2 中藥治療24周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 2 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 24week　treatment in Chinese herbal drugtreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將小便黃濁納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為19.61%（10/51）、39.22%（20/51）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為45.26%（43/95）、70.53%（67/95）。如果將小便黃濁不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛癥狀評分≤1時，中藥治療12周、24周的療效分別為27.78%（10/36）、61.11%（22/36）；當關節壓痛癥狀評分≥2時，中藥治療12周、24周的療效分別為40.91%（9/22）、81.82%（18/22）。由此可見，在中藥治療過程中將小便黃濁不納入中藥治療的適應癥，當關節壓痛評分為輕度以下時，治療12周、24周的療效均有提高，其中治療24周療效的提高尤為明顯（χ2＝4.05, P＜0.05）。

2.3 西藥治療組癥狀與療效的分析 西藥治療組治療12周后，關節壓痛和口渴的OR均＞1（P＝0.00, P＝0.01），提示有此類癥狀的患者療效更好；眩暈的OR＜1（P＝0.04），提示有眩暈癥狀的患者療效較差。見表3。

表3 西藥治療12周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 3 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 12week treatment in Western medicinetreated group

進一步分析癥狀組合與療效的關系。如果將口渴納入中藥治療的適應癥，眩暈排除出中藥治療的適應癥，則當關節壓痛評分為中度以上時，西藥治療組治療12周、24周的療效均有所提高。見表4。

表4 西藥治療組關節壓痛、口渴、眩暈不同癥狀組合的ACR20療效分析（略）

Tab 4 Relationships between treatment efficacy (ACR20) and multiple combination of clinical symptoms in Western medicinetreated gruop

*P＜0.05, vs average efficacy

西藥治療組治療24周后，關節壓痛的OR＞1（P＝0.01），提示有此癥狀的患者療效更好；肢體困重的OR＜1（P＝0.01），提示有肢體困重癥狀的患者療效較差。見表5。

表5 西藥治療24周后癥狀與療效的回歸分析（略）

Tab 5 Regression analysis of relationships between clinical symptoms and treatment efficacy after 24week treatment in Western medicinetreated group

3 討論

RA屬中醫痹病范疇，中醫認為肝腎虧損是導致本病發生的根本原因，外感風寒濕熱之邪是引起本病的外因，而經絡痹阻、氣血不暢是其基本的病理特征。綜合有關RA的中醫藥臨床研究文獻，可將其歸納為寒濕阻絡、濕熱阻絡、寒熱錯雜、肝腎虧損兼痰瘀痹阻四大證型，臨床上除了予以一般的辨證論治外，補益肝腎、化瘀通絡則貫穿于本病治療的全過程［5～9］。雷公藤制劑是公認的治療RA的有效藥物，不少醫家將其列為西藥治療的二線藥物［10,11］。益腎蠲痹丸是根據著名中醫專家朱良春的經驗方研制的治療RA的國家三類新藥，臨床和實驗研究證明，該藥具有顯著的補腎化瘀作用，能調節免疫功能并修復因RA引起的骨質破壞［12～15］。中藥湯劑是中醫臨床治療疾病的重要手段，依據“辨證論治”、“理法方藥”理論研制的有效湯藥，如烏頭湯、宣痹湯、三妙散、桂枝芍藥知母湯和獨活寄生湯等，皆是中醫臨床治療痹病的傳統名方，經千百年的臨床實踐，療效確切，現已廣泛地用于治療RA，并取得了較好的療效［16～23］。

現代醫學大多重視與疾病有直接關聯的臨床癥狀，并將其納入疾病診斷和療效評價標準之中，例如RA的關節疼痛癥狀［24］，而對于其他與診斷無關的癥狀則關注不夠，例如RA的眩暈、夜尿增多癥狀等。中醫學以患者的癥狀作為辨證分類和處方用藥的依據。因此，癥狀的有效組合是中醫辨證分類的重要基礎。目前，辨證分類所依據的癥狀組合多是根據經驗而定，缺乏客觀的標準，一定程度上阻礙了其進一步的發展［25，26］。我們對RA患者18項癥狀進行因子分析的結果表明：4個公因子的貢獻率都接近20%或以上，累積貢獻率達到97.54%，基本能反映調查的整體性；同時公因子1～4分別反映了關節病情、中醫寒證、虛證和熱證的臨床表現。提示：中醫傳統辨證分類法符合現代統計學基礎［27］。

對于中醫理論來說，與疾病診斷非相關的癥狀也可以影響疾病的治療效果，但現代醫學則缺乏這方面的相關報道。本研究結果表明：中藥治療組中，關節疼痛、關節壓痛和夜尿增多癥狀與治療12周的療效相關，其中關節疼痛和關節壓痛癥狀與療效呈正相關，夜尿增多則呈負相關；關節壓痛、發熱和小便黃濁癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛、發熱與療效呈正相關，小便黃濁則呈負相關。西藥治療組中，關節壓痛、口渴、眩暈癥狀與治療12周的療效相關，其中關節壓痛、口渴與療效呈正相關，眩暈則呈負相關；關節壓痛、肢體困重癥狀與治療24周的療效相關，其中關節壓痛與療效呈正相關，肢體困重則呈負相關。提示：癥狀可以影響疾病的治療效果，不僅影響中藥的治療，亦影響西藥的治療。

隨著現代醫學的發展，越來越多的學者認識到人類疾病進入了個性化治療時代［28］。就目前現代醫學的發展而言，根據個體遺傳信息特征進行個性化的治療還為時尚早，相比而言，中醫辨證論治是根據患者的宏觀信息進行的個性化治療。我們將回歸分析結果中顯示的相關性癥狀列入治療的適應癥中，對原始數據進行再次分析，結果表明中藥治療12周的療效從33.82%提高到45.59%，其治療24周的療效則提高了約20%；西藥治療12周和24周的療效亦得到了相應提高。提示：癥狀能夠作為辨證論治乃至個體化治療的有效信息，值得深入研究。

現代醫學也開始注意對疾病癥狀進行因子分析，但大多是對與診斷相關的癥狀進行再次分類，未注意與診斷無關的一些癥狀，同時也沒有進行癥狀與療效之間相關性的探索［29］。張琴等［30］采用聚類分析和因子分析結合，分析中醫證候變量與肝炎后分類的關系，發現證候變量與中醫肝硬化證候之間具有數學邏輯關系。我們以往的研究表明：慢性胃炎患者幽門螺桿菌感染和胃黏膜淋巴細胞浸潤情況與患者的癥狀之間存在一定的關聯性，其中以非消化系統癥狀的貢獻率更大［31,32］。這些研究結果表明，加強癥狀在疾病診斷分類、療效評價和作用方面的研究，有助于闡明中醫證候分類的科學性。

回歸分析論文:多因素回歸分析中醫藥干預對大腸癌預后的影響

作者：高峰，趙愛光，曾武，鄭堅，顧纓，韓穎盈，朱瑩杰，王強，楊金坤

【摘要】 目的 應用多因素分析的方法探討中醫藥治療對大腸癌預后的影響。方法 應用COX-多因素回歸分析，對200余例大腸癌病例的臨床資料進行回顧性分析，主要分析中醫藥干預因素對預后的影響。結果 大腸癌患者的發病年齡、中醫藥切入時間、中醫藥作用時間以及放射治療等四個因素與術后發生復發、轉移顯著相關（P<0.05）；中醫藥干預是影響發生復發、轉移后大腸癌患者生存時間的獨立因素（P<0.01）。結論 大腸癌患者較早開始中醫藥治療可以改善其預后；中醫藥治療在晚期大腸癌的治療性干預中具有顯著的優勢作用。

【關鍵詞】 大腸癌 復發轉移 中醫藥干預 COX-多因素回歸分析 預后

COX-多因素回歸分析可以在諸多相關變量中篩選并檢驗一個、或多個與事件結果顯著相關的因素。本文對200余例大腸癌病例的臨床資料進行多因素分析，探討中醫藥治療對大腸癌預后的影響。

1 資料與方法

1.1 一般資料 在1998年1月1日～2004年3月31日就診的大腸癌病例中獲得201例可進行統計的病例資料。其中結腸癌92例，直腸癌109例。男102例，女99例。所有病例均有明確病理學診斷依據，均為腺癌。行根治術170例，姑息術20例，11例未行手術治療。確診時已發生轉移者30例，根治術后170例中有51例（30.0％）發生轉移或復發（晚期事件），共81例；其中肝轉移39例（76.5％），腹盆腔轉移19例（37.3％），肺轉移12例（23.5％），淋巴結轉移6例（11.8％），有術后復發16例（31.4％）。170例根治術后病例中155例（91.2％）接受了中醫藥治療，發生轉移或復發的81例有中58例（71.6％）接受了中醫藥治療。

1.2 資料收集方法 采用門診隨訪、信訪及電話隨訪的方式。

1.3 分析方法 采用SAS統計學軟件系統，分別進行COX-多因素分析和單因素Logrank檢驗。連續中醫藥治療不足3個月者視為非中醫藥干預病例，相關賦值見表1、表2。

表1 根治術后研究因素賦值表

注：自確診時間起（月）

表2 晚期病例研究因素賦值表

注：自發生晚期事件起（月）

2 結果

2.1 根治術后病例的分析結果 (1)經單因素檢驗，中醫藥治療、中醫藥開始時間、中醫藥治療時間、放療等四個因素與大腸癌術后發生復發、轉移顯著相關（P＜0.05），如表3所示。(2)對十余個因素的COX-分析結果顯示年齡（AGE）和中藥作用時間（TCOURSE）與患者發生晚期事件顯著相關（P＜0.05），如表4所示。(3)對于多數患者而言，中醫藥作用時間是一發病后生存伴隨因素，不具有臨床實際意義，在進一步分析中剔除，同時結合臨床實際剔除性別（P＝0.1082）、診斷（P＝0.1368）和化療療程（P＝0.12153）等三個因素，在剩余8個因素再進行多因素分析，結果顯示放療（RADIO）和中醫藥開始時間（TBEGIN）兩因素與大腸癌術后發生復發、轉移（晚期事件）顯著相關（P＜0.05＝，如表5所示。

表3 根治術后病例單因素檢驗結果

表4 根治術后病例多因素分析結果1

表5 根治術后病例多因素分析結果2

2.2 發生復發、轉移病例的分析結果 (1)經單因素檢驗，既往中醫藥治療、中醫藥治療開始時間和中醫藥治療3個因素與發生晚期事件后大腸癌患者的生存期顯著相關（P＜0.05）見表6。(2)對發生晚期事件病例諸因素進行COX-多因素分析，結果僅有中醫藥治療（TCM）這一因素和生存期顯著相關（P＜0.05），見表7。

表6 晚期事件后病例的單因素檢驗結果

表7 轉移、復發病例多因素分析結果

同樣依據臨床實際剔除性別（P＝0.9172）、年齡(P＝0.1123)、診斷(P＝0.6165)、既往手術(P＝0.3922)等因素，再次回歸分析，結果仍然僅有中醫藥治療這一因素與生存期顯著相關（P＝0.0136）。

3 討論

多因素分析（又被稱為多變量分析）是一種用于評定不同原因對某一事件或結果相對作用大小的統計學方法，它可以同時預測多個結果；尤其重要的是當存在有混雜因素時，多因素分析能夠同時評價一系列危險因素對結果的獨立作用。COX比例風險模型或稱COX回歸，是一種典型的多因素分析方法，這一模型以順序統計量為基礎，對生存時間的分布沒有嚴格要求，非常適用于對隨訪資料的統計研究，已被廣泛用于流行病學的調查研究中。近年來逐漸受到了臨床醫學尤其是腫瘤學相關研究的重視，將中醫藥干預因素納入大腸癌綜合治療因素中進行多因素回歸分析的研究目前尚未見報道。

大腸癌患者早期接受中醫藥治療是我們在臨床實踐中的一貫主張，本組資料的分析結果表明，無論是根治術后還是發生轉移復發后，中醫藥干預的早期切入均具有積極意義，客觀地證明了這一主張的合理性。分析原因可能是由于術后更多的放化療在一定時期一定程度上限制了中醫藥治療干預力度，如放化療對機體正氣的損傷，中醫藥治療在較短的時期內難以糾正；或者說在相當一段時間內中醫藥干預的重點被過多的集中于對付輔助化療后的不良反應方面，不能在控制轉移復發方面發揮積極作用；而較早的開始中醫藥治療，可能面對的“證”相對更加符合中醫“病”的本質，更能發揮中醫的治療作用。

文獻報道顯示，臨床病理分期是影響大腸癌預后的獨立因素［1～4］，而本組170例根治術后資料分析結果卻未顯示出這一因素的相關性。究其原因可能是由于就診病例的多來源性，可能在很大程度上造成了陰性結果。同時值得思考的是，有中醫介入的綜合性治療是否可能干預了病理分期對預后的影響呢？本組病例中共有10例直腸癌患者在根治術前或后接受了放射治療，其中有7例發生了晚期事件，而這7例中有5例術后臨床病理分期為Duke’s C 期，這些因素可能導致了“放療”在此研究中表現為危險因素。

臨床病理研究顯示老年人大腸癌相對于年輕病例，其腫瘤細胞分化層次較高，惡性程度較低，疾病預后相對較好［5］，本組資料多因素回歸分析結果表明大腸癌患者的發病年齡與術后出現晚期事件顯著相關，與文獻報道相符。但單因素分析結果卻未顯示出相關性，考慮與變量分層過細有關。一旦進入晚期事件后狀態，老年患者的其他慢性疾患可能導致預后不良，年齡差異消失。

本研究并未就中醫藥干預的某一方藥或辨證類型進行深入探討，而是將具體的臨床干預忽略為合理的整體治療。在將來的進一步深入研究中，我們將本著遵循辨證施治的原則，充分利用多因素分析的特殊統計方法，對不同的辨證和用藥進行針對性更強的中醫藥干預本身的前瞻性多因素分析，以冀突破目前中醫藥臨床研究中由于隨機對照分組研究難以進行而造成的固步不前的狀況。

回歸分析論文:基于最小二乘法的應收賬款信用成本回歸分析

【摘要】 應收賬款的信用成本是企業賒銷管理中必須妥善解決的重要問題之一。本文以企業產品賒銷過程中產生的應收賬款信用成本為分析對象，運用最小二乘法及比率分析法對其構成及在企業賒銷管理決策中的作用進行了分析。

【關鍵詞】 應收賬款； 最小二乘法； 信用成本； 信用成本率； 回歸分析

市場經濟就是信用經濟。企業作為市場經濟的主體，它在市場經濟中的各項經濟活動都會產生一定的費用與成本，同時也體現出一種經濟信用關系。

一、應收賬款及信用成本的含義

應收賬款是指企業對外賒銷產品、材料，或者提供勞務等等原因，應向購貨或接受勞務的單位及其他單位收取的款項。在現代市場經濟中，賒銷已成為企業銷售方式中的主要方式，其數額在銷售收入中的比例越來越大，對企業的生存與發展起著舉足輕重的作用。

一般而言，企業賒銷可以激活市場、促進銷售額的增長，最終使企業利潤得到增長。但由于應收賬款的巨幅增長將不可避免地引起相關成本的增長，如果沒有有效的賒銷管理政策，往往會出現事與愿違的現象。不僅不能有效保障企業利潤的穩步增長，甚至可能引起企業資金鏈斷裂的嚴重后果。所以，企業的賒銷管理決策必須建立在科學、、簡便、客觀的預測與分析的基礎之上。要達到這一目標，就必須尋找賒銷管理中的規律及相應的科學管理的方法。筆者認為，基于最小二乘法的應收賬款信用成本回歸分析方法，就是其中的一種有效方法。

然而，要掌握上述方法，必須先從信用成本的分析入手。企業信用指的是企業在市場經濟中的經營活動誠實守信、合法經營、認真履行社會責任和義務而取得的社會信用。信用成本是指企業為保障誠實守信經營和企業自身信用缺失而付出的代價之和。而應收賬款的信用成本是指企業為實現利潤的增長與擴大，采取相關的賒銷措施，降低信用標準及條件，給予客戶更多優惠，最終加大企業的應收賬款總規模所產生的相關成本之和。它主要包括五種成本：機會成本、管理成本、壞賬成本、短缺成本和折扣成本。

（一）應收賬款的機會成本

應收賬款的機會成本是指由于沒有收回應收賬款而使企業的資金被占用所喪失的潛在收益，可以機會成本率來表示；企業的應收賬款金額越多、時間越長，被客戶無償占用的資金越大，企業的機會成本就越高。

（二）管理成本

管理成本是企業對應收賬款進行各項管理活動所產生有關費用的總和。主要由相關管理人員的工資、辦公費用等組成。在一定的規模之內，應收賬款的管理成本保持基本穩定，同賒銷管理決策無關。但超過這個規模，管理成本將會增加，管理成本將由無關成本變為相關成本。

（三）應收賬款的壞賬成本

應收賬款的壞賬成本是指企業的應收賬款由于各種原因沒能收回而發生的損失。只要存在應收賬款，壞賬損失就難以避免。壞賬成本的大小與應收賬款的金額大小及拖欠時間有關。可以用壞賬成本率來表示壞賬成本的大小。值得一提的是，此處所指的壞賬成本與企業財務通則及相關會計制度所規定的比率有所不同，這是根據企業具體的應收賬款業務實際情況預計的。

（四）短缺成本

短缺成本是指企業如果少做或不做賒銷交易，從而減少了應收賬款，最終使企業蒙受的利潤損失。在現代市場經濟中，信用交易已經成為市場交易形式的主要形式。如果企業沒有一定的賒銷管理政策，沒有應收賬款的存在，勢必要影響企業銷售額的增長，從而使企業利潤受損，這種損失即短缺成本。

（五）折扣成本

折扣成本是企業為擴大銷售額，鼓勵顧客及早付清貨款、大量購買、在淡季購買等，給予客戶在規定時期內提前付款能按銷售額的一定比率享受折扣的優惠政策，從而減少應收賬款金額所形成的企業成本。

上述五種成本之和就構成了應收賬款信用成本的主要內容。

由于從賒銷管理決策的角度來講，筆者要考慮的是與決策相關的增量成本，而沉沒成本屬于管理決策中的無關成本，不在考慮范圍之內，所以，在應收賬款信用成本的模型分析中只考慮上述五種成本的增量成本。

二、應收賬款信用成本的模型分析

（一）應收賬款信用成本模型的基本假設及坐標圖分析

為簡化分析過程，應收賬款信用成本分析模型應滿足以下基本假設：

1.假設管理成本不變。由于信用管理決策考慮的是增量成本，所以當管理成本不變時，與決策無關。

2.壞賬成本、機會成本、折扣成本的變化相對均衡。

滿足上述假定條件的信用成本拋物線如圖1所示，圖中的c表示信用成本的低點；a表示信用成本低點對應的成本數額；b表示信用成本低點對應的應收賬款數額。隨著應收賬款的增加，壞賬成本、折扣成本和機會成本都會增加，而短缺成本在減少；相反，隨著應收賬款的減少，壞賬成本、折扣成本和機會成本都會減少，而短缺成本在增加。當壞賬成本、折扣成本、機會成本、短缺成本之和最小時，信用成本達到最小值。

（二）應收賬款信用成本回歸分析模型

1.拋物線回歸方程計算與分析：

下面以二次拋物線方程來擬合信用成本線，使各期應收賬款的實際值到拋物線的縱向距離的平方和（或稱偏差平方和）為最小。

信用曲線的模型是：y＝a＋bx＋cx2

其中：x表示應收賬款數額；y表示成本數額；a、b、c為二次拋物線方程的回歸系數。

設偏差平方和為q，則q＝∑（y－a－bx－cx2）。通過對q求偏導數，可以得到標準方程組：

通過對標準方程組求解，可以解得a、b、c的值。

然后進行相關性檢驗：

拋物線回歸分析的實質是二元線性回歸，可以用f法進行相關性檢驗。公式如下：

其中：m為自變量的個數；sr為回歸平方和；se為殘差平方和；n為樣本的個數。

通過求出回歸系數a、b、c的值，可以求出拋物線的方程式。而根據拋物線的性質，此時，當拋物線方程式的頂點坐標值為

（－b／2c，a－b2／4c）。根據圖1所示內容，信用成本圖示中的oa段為信用成本的最小值a－b2／4c，信用成本圖示中ob段為信用成本最小時相應的應收賬款數值。也就是說，當應收賬款的數值為b／2c時，有信用成本的最小值a－b2／4c。

2.信用成本率計算與分析：

在求出信用成本的數值后，可以進一步求出信用成本率：

信用成本率=信用成本/應收賬款×

信用成本率的較大優點是：可以簡化企業資金成本率之間的對比，迅速做出賒銷政策是否適當的判斷。與銀行借款等其他籌資方式的資金成本率相比，如果企業的信用成本率大于銀行借款等其他籌資方式的資金成本率，表明企業的賒銷管理存在問題，應采取相關措施降低成本，擴大銷售額；如果企業的信用成本率小于銀行借款等其他籌資方式的資金成本率，表明企業的賒銷管理及信用政策適當，能以較低的資金成本率為企業籌集資金。

（三）示例

某企業產銷a產品，企業的綜合資金成本率為21.5％。在企業的賒銷過程中，應收賬款額度（增量x）與信用成本（增量y）（機會成本、壞賬成本、折扣成本、短缺成本之和）有關，給定顯著性水平α=0.01?，F將相關12組數據用表1表示如下：

要求：計算最小信用成本及相應的應收賬款數額，并判斷企業的信用政策是否恰當。

解：1.求二元線性回歸的過程：

根據已知數據畫出散點圖（見圖2）。由圖2及表1都可看出，開始時信用成本隨著應收賬款的增加而降低，但當應收賬款增加到一定數額后，信用成本又表現出上升的趨勢。據此，可考慮以拋物線回歸分析，回歸方程為：

y＝a＋bx＋cx2

令x1＝x，x2＝x2，則拋物線回歸分析可以化為y＝a＋bx1＋cx2。這時，拋物線回歸分析化為求二元線性回歸。

當n＝12時，

可見，信用成本率大于企業綜合資金成本率21.5％，說明企業的信用政策不合理，存在一定的問題，應在降低應收賬款相關短缺成本、機會成本及折扣成本的前提下，大幅度提高賒銷數額，以最終達到降低信用成本率的目的。

三、結論

信用成本模型是在企業賒銷管理中的一個常見模型，本文以實際應用數據為例，按賒銷管理決策要求，從分析信用成本的增量入手，即將信用成本的增量分解為機會成本、管理成本、壞賬成本、短缺成本和折扣成本之和，并按最小二乘法的原理，以二元回歸方程模擬信用成本曲線，在求解函數的系數后，最終求得信用成本回歸方程，從而計算出信用成本的最小值及相應的應收賬款數值、信用成本率。該信用成本回歸方程經過了相關性檢驗，在水平下有顯著意義，使賒銷管理決策結果更加，為應收賬款管理提供了依據，提高了決策分析的科學性、客觀性、性及可操作性，有一定的社會意義與經濟價值。