多因素回归分析

多因素回归分析（精选11篇）

多因素回归分析 第1篇

关键词：乳腺疾病,农村已婚妇女,多因素Logistic回归分析

乳腺疾病是妇女的常见病、多发病, 已成为影响妇女身心健康的主要疾病[1]。在过去的10年里, 乳腺癌的发病率每年增长0.5%, 是导致妇女死亡的第二位病因。在我国, 乳腺癌发病率及死亡率均呈上升趋势。早诊断、早治疗是预防乳腺癌, 提高乳腺疾病患者存活率的关键[2]。因此, 笔者于2010年5月至11月对白银市农村已婚妇女进行了访谈式问卷调查和临床检查, 为有针对性地开展乳腺疾病防治工作提供了基础数据, 农村已婚妇女乳腺疾病相关因素调查如下。

1 资料与方法

1.1 调查对象及抽样方法

采用分层整群抽样法选取18~50岁已婚妇女。设计时主要从市一级层面上考虑样本的代表性, 具体分层方法:首先按照白银市行政区划和地理环境分成若干个层, 对每一层采用单纯随机抽样法 (随机数字表) 抽取调查乡镇, 行政村抽样以乡镇计划生育服务站为圆心, 5 km为半径, 采用单纯随机抽样法抽取调查的行政村。此次调查期望行政村常住人口总人数为1 000例, 如超过1 000例, 则以顺时针方向剔除离乡镇计划生育服务站最远的自然村;如少于1 000例, 则以顺时针方向与邻近行政村最靠近调查行政村的自然村合并保证抽样行政村。常住人口满足1 000例左右整群确定行政村中所有已婚育龄妇女 (1 000例常住人口的行政村其已婚育龄妇女应约为25%, 即250例左右) , 然后按照既定研究方案分别对其进行调查或检查。

1.2 调查内容

调查内容为已婚妇女的一般社会人口学特征;乳腺检查;乳腺疾病的普查:包括临床体检、乳腺红外线检查等[3]。

1.3 调查方法

在甘肃省人口与计划生育委员会统一领导和兰州大学公共卫生学院协助下, 组织一级 (县级) 人员对抽取的调查对象进行登记造册, 采用先集中和后入户的调查方式进行调查和实验室检查。由专科医生询问病史和填写统一的调查表, 并进行望诊和触诊。首先观察乳房的外形、皮肤有无异常改变, 按顺序逐一触诊乳腺、乳晕、腋窝淋巴结, 了解有无肿块, 然后采用电脑红外乳腺诊断仪扫描, 观察血管情况, 有无阴影, 阴影大小、灰阶度及阴影与血管的关系, 做出初步诊断。乳腺疾病诊断和分类标准参照《外科学》和《现代乳腺疾病诊断治疗学》[4];乳腺增生参照2002年中华中医外科学会乳腺病专业委员会制订的《乳腺增生病诊断标准》。

1.4 质量控制

整个研究过程中均进行质量控制, 包括设计阶段、实施阶段、评价阶段[5], 每一阶段均有专人负责: (1) 调查方案的设计经过专家论证, 并进行了预试验; (2) 现场调查前进行了三级培训, 使调查员明确调查的目的和意义, 培训过程中调查员互相演练、模拟调查, 达到熟练掌握调查内容和调查技术, 并能自如地解决遇到的问题等目的; (3) 建立质量核查制度并规定了调查人员的职责; (4) 评价阶段:资料收集后, 进行整理、归类、编码, 双重录入计算机, 并设置逻辑纠错, 分析时采用分层分析及多因素统计分析模型等方法控制偏倚。

1.5 统计学分析

应用Epi Data 3.0软件录入数据和校验, 采用SPSS 17.0统计软件包分析处理。

2 结果

2.1 一般情况

有效调查2 785例, 应答率为97.6%。调查对象平均年龄 (37.41±5.97) 岁, 2 779例为汉族, 占99.8%。已婚2 760例, 占99.1%;离异单身7例, 占0.3%;丧偶单身15例, 占0.5%;再婚3例, 占0.1%。丈夫平均年龄 (38.76±7.41) 岁, 家庭平均年收入 (3 445.26±2 465.13) 元。平均初 (结) 婚年龄为 (22.54±4.87) 周岁, 初产年龄 (23.49±5.71) 周岁, 初次来月经的年龄 (14.46±2.38) 周岁, 共怀孕 (1.95±1.72) 次, 共生产 (1.68±1.81) 次, 有引产、流产史426例 (15.3%) , 现有子女 (1.67±1.28) 个。农村已婚妇女及其丈夫教育、职业情况见表1。

2.2 乳腺疾病患病情况

此次调查的已婚妇女中有440例 (15.8%) 患乳腺疾病, 其中乳腺增生人数最多, 为408例, 占14.6%;其次为乳腺炎性疾病11例, 占0.4%;纤维腺瘤10例, 占0.4%;乳腺癌1例, 占0.04%;其他10例, 占0.4%。

2.3 农村已婚妇女乳腺疾病的多因素Logistic回归分析

回归分析以是否罹患乳腺疾病为因变量 (是=1, 否=0) , 以调查对象的一般社会人口学特征、月经史、婚育生产史等为自变量进行多因素Logistic回归分析。相对于初中及以上文化程度妇女, 无痛经, 有引产、流产史的农村已婚育龄妇女, 小学以下文化程度妇女, 有痛经, 无引产、流产史的妇女罹患乳腺疾病的危险度增高;与年龄≤29岁、月经周期≤24天、月经量少、家庭年均收入≤4 000元的农村已婚育龄妇女相比, 年龄大、月经周期时间长、月经量多、家庭年均收入高的妇女罹患乳腺疾病的危险度增加, 见表2。

3 讨论

此次调查结果显示, 已婚妇女的乳腺疾病总患病率为15.8%, 根据此次的调查结果, 提示白银市农村已婚妇女乳腺疾病形势更加严峻。此次调查中, 乳腺增生的患病率最高, 为14.6%;其次是乳腺炎, 占0.4%。乳腺增生症为妇女最常见的乳腺疾病, 是与内分泌紊乱密切相关的疾病, 也是影响女性身心健康的主要乳腺疾病。医学研究表明:乳腺增生主要为内分泌激素失调所致, 雌激素与孕激素平衡失调, 黄体期孕激素分泌少, 雌激素的量相对增多, 乳腺导管和小叶在周而复始的月经周期中, 增生过度或复旧不全, 导致乳腺增生疾病发生, 与精神心理因素、不健康的生活方式、不良的习惯密切相关。乳腺疾病与妇女的年龄、受教育程度有明显关系, 分析可能与其社会环境、家庭角色、生活节奏、工作压力、行为生活习惯、心理素质、精神情绪、高脂饮食等因素有关。30~45岁是乳腺疾病的易发年龄, 因为此时正是性腺机能旺盛时期, 乳腺组织和子宫内膜一样受卵巢分泌激素的影响, 激素水平分泌旺盛, 刺激乳管系统扩大和小叶上皮细胞肥大和增生。而这段时期的妇女工作压力大, 家庭负担重, 精神紧张, 思想和情绪变化大, 易恼怒。这些因素增加了妇女催患乳腺疾病的可能[6]。而月经量多、痛经增加了乳腺受雌激素刺激而损伤的机会, 导致患乳腺疾病的危险性增加, 因此, 月经量多、有痛经史是妇女罹患乳腺疾病的危险因素。

注:变量赋值:年龄:≤29岁=1, 30~44岁=2, ≥45岁=3;文化程度:识字不多 (或小学未毕业) =1, 小学=2, 初中毕业及以上=3;家庭年均收入 (元) :≤4 000元=1, 4 001~6 000元=2, 6 001~8 000元=3, ≥8 001=4;月经周期 (天) :≤24天=1, 25~34天=2, ≥35天=3;月经量:少=1, 中=2, 多=3;痛经:有=1, 无=2;初产年龄:≤22岁=1, 23~24岁=2, ≥25岁=3;引、流产史:有=1, 无=2。在“年龄、文化程度、家庭年均收入、月经量”等变量中设置哑变量, 参照值分别为:≤29岁, 识字不多 (或小学未毕业) , ≤4 000元。月经量按月经期使用卫生巾的量来估计, 10片为1包, 不足1包者为量少, 1~2包者为量中, 每次用2包以上者为量多

多因素Logistic回归分析还显示, 有引产、流产史的妇女不易患乳腺疾病, 说明孕酮对乳腺具有保护作用。随着妊娠次数的增加, 孕激素分泌相对增多, 减少了乳腺疾病的发生。

综上所述, 农村已婚妇女乳腺疾病是多因素所导致的, 计生部门和各级政府应关爱女性健康, 加强宣传教育工作, 使更多的女性掌握规范的乳房自我检查的方法, 促使她们按规范要求坚持每月进行一次乳房自查, 每半年或一年到医院进行一次健康体检。在治疗乳腺疾病时要注重心理治疗, 不断提高妇女的自我保健意识是防治乳腺疾病、减少癌前病变、降低乳腺癌发病的根本措施。

参考文献

[1]高攀, 张秀军, 于玉领, 等.蚌埠市农村已婚妇女乳腺疾病筛查及相关因素调查[J].中国妇幼保健, 2012, 27 (3) :403-406.

[2]沈琼, 张秀军, 于玉领, 等.安徽省农村已婚育龄妇女乳腺疾病筛查及相关因素探讨[J].中华流行病学杂志, 2009, 30 (9) :895.

[3]褚瑞峰, 朱小梅, 卢雪珍, 等.已婚育龄妇女妇科常见病患病情况及影响因素分析[J].中国妇幼保健, 2006, 21 (6) :737.

[4]谷振声, 姜鸿刚.现代乳腺疾病诊断治疗学[M].北京:人民卫生出版社, 1997.

[5]李远芳.10655例育龄妇女乳腺疾病的调查及相关因素分析[J].广州医药, 2003, 34 (6) :62.

多因素回归分析 第2篇

摘要：目的：探讨导致剖宫产率升高及指征变化的原因，寻求降低剖宫产率的措施。方法：回顾性分析8年间在我院住院产妇的病例资料，分为三种分娩方式：顺产、阴道助产（包括吸引产和产钳助产）和剖宫产。结果：1996年至1999年剖宫产率显著低于2000年至2003年的，分别为31.4%和42.0%，差异有极显著性（P＜0.01）；而前者阴道助产率（9.5%）显著高于后者（3.1%）（P<0.01）。在剖宫产指征中，难产和胎儿宫内窘迫占据第1和2位，社会因素近4年上升到第3位。结论：社会因素的增加、阴道助产的下降是导致剖宫产率升高的主要原因，因此严格掌握剖宫产指征和严密观察产程同时适当提高阴道助产的比率是降低剖宫产率有效措施。

关键词：剖宫产率；剖宫产指征；助产；社会因素

Analysis of the Factors Leading the Rising Cesarean Section Rate and Changes of Cesarean Section Indication

Abstract： Objective： To investigate the factors leading the rising cesarean section rate and changes of cesarean section indication and look for the means to decreasing the cesarean section rate.Method： We studied retropectively all the delivery cases in our hospital from Jan 1996 to Dec 2003, and divided them into three groups: nature delivery, aspirator or forceps delivery and cesarean section.Result： The cesarean section rate in 1996～1999 was significantly lower than that in 2000～2003(31.4% vs.42.0%, P<0.01), and the rate of aspirator or forceps delivery was 9.5% in 1996～1999, which was significantly higher than that of 3.1% in 2000～2003(P<0.01).The dystocia and fetal distress were the first and second indications of cesarean section, social factor was elevating to the third.Conclusion： The social factor and decreasing rate of aspirator or forceps delivery were the main causes leading to the persisting rise of cesarean section rate.In order to decrease the rate of cesarean section, we should encourage the reasonable aspirator or forceps delivery under the strict observation of labor course and strictly grasp the medical indication of cesarean section.Key words：Cesarean section rate；Cesarean section indication；Aspirator delivery；Social factors 本文通过对我院产科8年间住院病人分娩资料的回顾性研究，从分娩方式的选择、经阴助产率、剖宫产率及剖宫产指征变化等方面剖析引起剖宫产率上升的原因，从中总结出可以降低剖宫产率的措施，为临床合理选择分娩方式提供参考。资料与方法

1.1 研究对象：选择自1996年1月至2003年12月期间在我院产科住院的所有产妇，将其分娩方式（自然分娩率、助产率、剖宫产率，其中助产包括吸引产、产钳助产）、剖宫产指征进行回顾性统计分析。[!--empirenews.page--] 1.2 方法：采用回顾性资料分析方法，对病例进行归纳总结后行X2检验。结果

2.1 我院产科分娩病例三种分娩方式每变化见表1。

表1 八年间分娩例数及比率变化 略

8年间剖宫产率有逐年增加的趋势，而助产率有逐年下降趋势，其中1996年至1999年平均宫产率为31.4%，2000年至2003年的为42.0%；二者相比差异有显著性（P<0.01）；1996年至1999年和2000年至2003年平均助产率分别为9.5%、3.1%，二者相比差异有显著性（P<0.01）。

2.2 剖宫产指征变化：本文将剖宫产的主要指征分为：①难产，包括骨盆狭窄、倾斜骨盆、头盆不称、巨大儿、产程异常、胎头位置异常等；②胎儿窘迫；③妊娠合并症，包括妊高征、前置胎盘、妊娠合并内科疾病（糖尿病、心脏病、甲亢等）等；④臀位；⑤社会因素，包括高龄初产、珍贵儿及其他无手术指征的；⑥疤痕子宫；⑦其他，包括羊水过少、脐带绕颈、胎膜早破等。1996年至1999年和2000年至2003年的剖宫产各指征变化的构成比见表2。

表2 剖宫产各指征变化的构成比（略）讨论

3.1 8年间的助产率和剖宫产率变化趋势：本研究显示剖宫产率呈现逐年上升趋势，从1996年的25.9%上升到2003年的41.2%；而助产率从1996年的9.9%下降到2003年的2.1%，显示助产率的下降是剖宫产率上升的一个因素。在分娩过程中，采用适当的阴道助产方法［1］，对于降低剖宫产率和保证母婴健康是安全有效的措施。但是近年来由于产科医生担心在助产过程中损伤胎儿或者万一助产失败招致家属的指责，加之产妇怕产程长、疼痛、产后阴道松弛影响性生活等因素不愿助产，导致助产率的下降。因此应采取合理措施，对产妇及其家属进行有关正确认识助产的健康教育，在不断提高产科医生助产技术培训和锻炼、合理掌握并正确运用助产方法的前提下，提高助产率并达到使产妇经阴道安全分娩的目的。这一点是产科医生必备的技能。

多因素回归分析 第3篇

[关键词]学术权力  中国高校  传统文化

高等学校作为教育教学和学术研究的学术性组织机构，学术权力是其最根本的权力，而以行政权力为主导中国高校，是以行政权管理为中心，行政权力制约着学术权力，进而导致高校行政化现象日趋严重，学术权力与行政权力的矛盾不断上升，因此，各界学者对学术权力回归的呼声越来越高。由于中国大学产生与发展的特殊性，因此，政府制度与中国传统文化两种因素成为影响学术权力与行政权力关系格局的重要因素，但本文只从中国传统文化的角度进行研究分析。

学术权力回归的重要性、迫切性

自1996年高校扩招以后，教育质量日趋下滑，学术权力弱化，究其原因，应该从目前大学中出现的现象出发，对现行的管理制度进行分析。

现象一：学术组织科层化。中国高校目前普遍存在的现象就是学术组织官僚化、科层化。等级性本应该是存在于行政组织中的，现实中却也出现在与学术组织特性不相符的学术管理中。这是因为学术组织运用行政管理理念，用科层式的管理方式处理学术事务。其中最主要也是最明显的表现就是学术权力等级化。高校学术组织内部应该秉持自由平等、学术至上的原则，以促进学术发展，但是学术组织科层化的出现有悖于学术组织的特性，因此，学术权力回归是中国高校存在与发展的必循之路。

现象二：“双肩挑”现象普遍。一些学者已经具有教授职称，但仍然希望在行政岗位上获得一定的行政职位和权力，这便出现了“双肩挑”现象。学者本应该以知识的传递和科学研究为己任，但是由于现实中行政权力的强势地位和制度缺陷，动摇了学者原本的价值追求，使其更多地关注于行政管理工作。更多学者愿意一边从事科学研究，一边从事行政工作，这不失为解决学者内心价值冲突的一种有效途径，这种现象在我国高校非常普遍。由于学者这种价值取向和自我价值冲突上的矛盾，使得他们都陷入了多个目标的相互矛盾与冲突中，这是现代高校组织所面临的困境与挑战。

从中国高校行政化最明显的两种现象出发，强调学术权力回归是提高高校教学质量，解决学术权力与行政权力矛盾，重高校学学术文化氛围的必要条件。

学术权力回归阻力的根源因素分析

1.中国传统伦理思想

自汉代董仲舒提出“独尊儒术，罢黜百家”之后，儒家思想则成为中国的正统思想，儒家文化成为中国传统文化的代表，其核心就是明道。历代知识分子都是以求“善”为目标，不断进行自我完善，提高自身道德修养，这就形成了中国传统大学以道德为取向的价值追求。

孔子提出的“为政得人”，一方面提倡“礼贤下士”、“举贤才”，要求吸收和重用社会上已经有的贤能之士;另一方面，致力于通过教育培养士或君子。而君子的两项基本条件就是“德”，即修养自己;“才”，即有治国安民之术。这也就是孔子提出的“修己安人”，就是说以“格物，致知，诚意，正心，修身”的步骤进行自我完善，达到“贤”，再由内及外，达到“齐家，治国，平天下”的目的。儒家思想提出的先“内圣”再而实现“外王”的结构特点，成为中国传统文化的精髓。不难看出，中国传统伦理文化讲究“礼”，教育的目标和所学的知识都是与提高道德修养有关。这也就体现了中国知识分子对道德修养的追求，而不是知识本身的客观规律的探索，同时也就孱弱了学术文化。与西方的传统文化相比，差异甚大。

《大学》开篇即提：“大学之道，在明明德，在亲民，在止于至善。”大学的根本宗旨，在于弘扬光明正大的品德，在于使民弃旧图新，在于使人达到完美的境界。中国传统大学的根本目的就是达到“善”，儒家思想也确立了以“仁”和“知”为理想的双重品性。“仁”是追求一种完美的德性;“知”是在德性制约下的理性思考，两者从不同的角度体现了“善”的品格。从大学理念的角度出发，中国基于两千多年的传统文化所形成的教育理念则是“止于至善”，反映的是人类对自身和外在社会的理想追求;西方现代大学最根本的理念就是“合理求是”，这反映了西方大学对人类自然奥秘的不断追求与探索。基于中西方大学理念的比较，揭示出中国传统大学的伦理取向，而非学术取向。

综上分析，中国传统文化更多的是追求道德修养，而不是对知识本身的探索与关注，因此，中国高等院校一直以来并没有形成专门的学术氛围，没有形成“求是”的价值追求，而是以伦理文化和政治文化为中心，形成的只是“求应该”的价值观。这种文化的影响对中国现代大学培养学术文化是非常不利的，对政治管理却有坚强的支撑。中国高校缺失学术与学术的“求是”精神，这使高校的功利化、行政化、浮躁化特征日益突出，影响着现实高校内部权力结构，制约着学者的求真精神与学术权力。

2.中国传统政治文化

中国传统的政治文化和伦理文化关系非常紧密，是很难区分的。本文将两种文化分开，是为了更清楚地解释与分析。

中国传统文化中，道德与政治是紧密相关的。“内圣外王”则就很好地表达了两者之间的关系。“内圣”是前提，提高自身修养，不断学习，即学习中国传统的伦理性知识，达到“圣”的境界，推己及人，实现“外王”。想要弘扬道德，就得治理好国家;想要治理好国家，就要修养自己的品性，道德体现政治，政治寓于道德，政治与道德关系淋漓尽致的体现出中国传统文化的显著特征。

同时，中国传统社会“以吏为师”、“官师合一”是教育的重要特征之一。知识分子经过科举被选出来之后，授予官职，而这些饱读诗书的官员，也会作为老师，收徒讲学，培养门徒。因此，中国传统社会官和师是很难区分的。一方面，教育作为上层建筑决定了统治者的统治手段，即通过教育对民众进行思想禁锢，“以吏为师”则把握了教育的方向;另一方面，教育管理机构没有从政治中脱离出来，无论是西周的“五学”，还是汉代的“太学”，再到隋唐的“国子监”，最后到清代的“学部”，实质上都是受控于政治。中国传统大学将政治和文化有力的相结合，实现了一体化的结构。

中国传统文化中的政治文化强化着中国高校的行政权力的地位。学术权力弱势与行政权力强势受两种文化的影响：一方面，是高校内部亚文化的行政文化;另一方面，是中国社会的强势政治文化。而中国高校内部的行政文化受到校内外政治文化的深刻影响，校内外这两种文化有力地结合在一起，维护着高校内部行政权力的地位，强化着行政力量对学校的控制权。受“官本位”思想的影响，行政权力在社会发展中起着重大作用，当然，教育机构也不例外，高校内部的行政权力也会受到这种思想的影响，因而，也就没有少人“以学术为志业”。

学术权力回归的应循之路

以儒家思想为代表的中国传统文化，对高校内部权力结构的影响是深刻的，根深蒂固的。要打破现在中国高校行政权力与学术权力强弱博弈的局面的，回归学术权力，应采取积极主动的措施来克服这些阻力。首先，营造学术文化氛围。这就要求重新建立“学术本位”的价值观，逐渐取代“官本位”思想，建立学术成果评价体制。其次，独立设置高校学术组织机构，保障学术权力的顺畅运行。最后，缩小收入差距。大力发展经济，缩小上下级收入差距，削弱行政体制的干预，将教育从政治中脱离出来。

中国传统文化是历史的积淀，要克服传统文化对大学权力结构的影响，不是一朝一夕的事，随着政治、经济、文化的发展是可以克服的，但需要一个漫长而艰难的过程。

参考文献：

[1]查永军.大学学术管理中学术权力与行政权力冲突研究[D].华中科技大学博士学位论文.

[2]蓝劲松.长善救失：大学办理理念的中国文化视角[J].深圳技术学院学报，2002（3）.

[3]伯顿·克拉克.王承绪等译.高等教育系统——学术组织的跨国研究[M].杭州：杭州大学出版社，1994：120-137.

[4]睦依凡.大学庸俗化批判明[J].北京大学教育评论，2003（3）：38.

[5]张岱年，方克立.中国文化概论[M].北京：北京师范大学出版社，2004：340.

[6]栗洪武，朱智斌.中国教育发展史[M].陕西：陕西师范大学出版社，1999：51.

多因素回归分析 第4篇

1 资料与方法

1.1 一般资料

选择我院2006年3月—2013年3月收治的287例急性化脓性脑膜炎患儿, 诊断均符合第7版《诸福棠实用儿科学》中化脓性脑膜炎的诊断标准[2]。根据患儿在急性是否存在惊厥发作分为A、B 2组, 其中A组为无惊厥发作患儿, 共211例, 约占73.5%, 男123例, 女88例, 年龄2个月~11岁, 平均年龄为 (1.1±0.4) 岁;B组为惊厥发作患儿, 共76例, 约占26.5%, 男46例, 女30例;年龄2个月~13岁, 平均年龄为 (1.2±0.5) 岁。2组患儿在一般资料方面无显著性差异 (P>0.05) , 具有可比性。

1.2 方法

全部患儿均予以脑电图及头部MRI检查, 同时予以20万~40万U/ (kg·d) 青霉素+100 mg/ (kg·d) 头孢曲松静脉滴注, 并予以甘露醇等药物脱水降颅压, 并采取退热、营养神经等对症支持治疗措施。对2组患儿的首发症状、病因、脑脊液、脑电图、头部MRI检查结果及预后情况 (治愈、好转及恶化, 总有效率=治愈+好转/总例数×100%) 进行比较, 并对急性化脓性脑膜炎患儿惊厥发作的危险因素进行分析。

1.3 统计学方法

采用SPSS19.0统计学软件进行数据处理, 计数资料采用χ2检验, 相关性检验采用Logistic回归分析, P<0.05为差异有统计学意义。

2 结果

2.1 2组患儿的首发症状、病因比较

B组患儿以嗜睡及肢体瘫痪作为首发症状及以败血症为病因的发生率显著高于A组, 差异有统计学意义 (P<0.01) ;而以肠道感染为病因的发生率显著低于A组, 差异有统计学意义 (P<0.05) 。见表1, 表2。

2.2 2组患儿的脑脊液检查情况

B组患儿脑脊液压力升高、白细胞>5×108/L、脑脊液培养阳性及脑电图异常发生率显著高于A组, 差异有统计学意义 (P<0.05) 。见表3。

2.32组患儿的临床疗效

A组患儿治愈146例, 好转60例, 恶化5例, 总有效率为97.6%;B组患儿治愈20例, 好转36例, 恶化20例, 总有效率为73.7%, A组的总有效率显著高于B组, 差异有统计学意义 (χ2=40.29, P<0.01) 。

2.4 2组患儿的多因素Logistic回归分析

以嗜睡、肢体瘫痪、败血症、脑脊液压力升高、白细胞>5×108/L、脑脊液培养阳性、脑电图异常为自变量, 而以患儿是否存在惊厥发作为因变量, 进行多因素Logistic回归分析发现, 嗜睡、肢体瘫痪、败血症、脑脊液压力升高、白细胞>5×108/L、脑脊液培养阳性、脑电图异常均为化脓性脑膜炎患儿惊厥发作的危险因素。见表4。

3 讨论

化脓性脑膜炎发病人群通常多见于2岁以下的婴幼儿, 主要在冬春季节发病, 患儿在临床上往往表现为头痛、发热、呕吐、脑膜刺激征、意识障碍、昏迷或惊厥。若患儿软脑膜或蛛网膜受累, 可引起硬脑膜下积液或脑积水;另外, 部分患儿可因脑质受累出现脑瘫或脑脓肿[3]。随着抗生素的发展及对症支持治疗技术的进步, 化脓性脑膜炎患者的病死率有所下降, 约为5%~10%, 但仍然较高, 每年大概有超过17万人死于该病。患儿的预后效果也明显优于成人患者, 但神经系统后遗症则未发生明显变化, 仍保持为15%~25%, 从而对患儿的生活质量造成严重影响, 并加重了社会负担[4]。

化脓性脑膜炎通常表现为急性发病, 通常临床表现比较典型而易于确诊, 但在化脓性脑膜炎合并惊厥发作中, 患儿常出现发热、意识障碍及肢体瘫痪等严重症状[5]。而在脑膜炎急性发病期间, 患儿神经细胞膜的稳定性受到一定影响, 主要为皮质静脉或动脉出现血栓、脑水肿及病原菌产生的毒素及代谢产物聚集而引起, 从而进一步成为引发癫痫的重要因素, 因此, 在急性期患儿易出现惊厥发作。通常在化脓性脑膜炎恢复期间的惊厥发作与炎症遗留的病灶关系密切, 且需要较长时间稳定合理地予以抗癫痫药物, 一旦用药不规律或出现癫痫持续状态, 则抗癫痫药物的治疗效果下降, 从而使化脓性脑膜炎的致残率上升[6]。本文中, 大约有26.5%的急性化脓性脑膜炎患儿存在惊厥发作。同时, A组患儿的总有效率显著高于B组 (P<0.05) 。说明存在惊厥发作的化脓性脑膜炎患儿临床疗效显著低于未出现惊厥发作的患儿, 其预后较差。因此, 应对存在惊厥发作的患儿在抗生素及脱水降颅压基础上及时予以抗惊厥治疗。本文通过对76例急性化脓性脑膜炎患儿惊厥发作的危险因素进行Logistic回归分析发现, 嗜睡、肢体瘫痪、败血症、脑脊液压力升高、白细胞>5×108/L、脑脊液培养阳性、脑电图异常为化脓性脑膜炎患儿惊厥发作的危险因素, 因此, 早期对以上相关危险因素进行积极预防和综合治疗, 能够显著改善患儿的预后。

综上所述, 急性化脓性脑膜炎对患儿的身心健康可造成严重影响, 而低龄患儿及出现惊厥发作是其预后不良的重要因素;同时, 尽早对化脓性脑膜炎惊厥发作的相关危险因素进行积极预防综合治疗, 对改善患儿的预后有着重要意义。

参考文献

[1]Shishov AS, Grigorevskaia UB, Gur&apos;ianov AV, et al.Some clinical features of bacterial infections with a syndrome of purulent meningitis[J].Zh Nevrol Psikhiatr Im S S Korsakova, 2011, 111 (4) :90-95.

[2]李慧, 袁宝强, 樊秋萍, 等.小儿化脓性脑膜炎69例的临床特点及流行病学分析[J].中国实用神经疾病杂志, 2011, 14 (7) :12-14.

[3]Shishov AS, Grigorevskaia UB, Gur&apos;ianov AV, et al.The role of bacterialogical investigation in diagnostic of bacterial infections with a syndrome of purulent meningitis[J].Zh Nevrol Psikhiatr Im S S Korsakova, 2011, 111 (5) :75-80.

[4]Bouziri A, Douira W, Khaldi A, et al.Neurological variant of Lemierre&apos;s Syndrome with purulent meningitis:a case report and literature review[J].Fetal Pediatr Pathol, 2013, 31 (1) :1-6.

[5]Ohta M, Toba S, Ito A, et al.In vitro activity of doripenem against strains from pediatric diseases and strains causing purulent meningitis[J].Jpn J Antibiot, 2012, 65 (6) :381-398.

多因素回归分析 第5篇

关键词：大学生；抗生素；应用；多因素

中图分类号：R978.1 文献标识码：A 文章编号：1006-3315（2015）06-143-001

抗生素自主使用可被定义为在未经医生许可而获取并应用抗生素治疗疾病或症状，大多数疾病或症状发生时，患者首选的是自主使用抗生素治疗。但自主使用抗生素往往会导致抗生素滥用现象的出现。而大学生是未来社会的主体力量，他们思想观念强，文化水平高，对未来社会的影响巨大，因此，了解大学生自主使用抗生素的相关影响因素，对提出改善抗生素不合理应用问题的解决方案十分有必要性。

1.对象与方法

采用随机整群抽样方法抽取河北大学公共卫生学院、基础医学院、经济学院和建筑工程学院的在校大学生作为研究对象，以班级为单位进行问卷调查。通过查阅相关文献和资料，自行编制调查问卷，主要内容包括：个人基本信息以及自主使用抗生素相关的题目。本次调查共发放问卷400份，以不记名方式填写，现场发放并回收，收回有效问卷377份，有效回收率为94.25%。应用Epidata3.1软件建立数据库，使用SPSS19.0进行统计学分析，P<0.05为差异有统计学意义。

2.结果

本次调查中：男生215人，女生162人；医学生197人，非医学生180人；生源地为城镇的175人，农村为202人；独生子女158人，非独生子女219人；本科生206人，专科生171人；低年级186人，高年级191人。以最近半年内是否自主使用抗生素为应变量，其他可能的相关变量为应变量，经多因素Logistic回归分析，发现女生、低年级、生源地为城镇、非医学专业是影响大学生自主使用抗生素的危险因素，见表1。

3.结果

女生自主使用抗生素多于男生，可能是由于男生较之女生体育锻炼要多，抵抗力较强，得病机会相对较少。而女生在生病后往往不能正确处理疾病，盲目去药店购药。低年级学生自主使用抗生素多于高年级学生，这与大学生在校期间能够获得相关医学知识有关。现今网络等媒体发达，且随着年级的升高，大学生获取医学知识的途径越来越广泛，因此高年级大学生由于逐步积累了相关抗生素知识，从而能够正确认识滥用抗生素的危害，继而杜绝自主使用抗生素。有研究者认为：由于历史的原因和人们认识的局限性，我国农村的经济、文化、教育水平、医疗条件等都相对落后，抗生素相关教育和宣传普及远远不够，导致农村大学生对抗生素的认知度较低，相反，城市、城镇的经济、文化等各方面都较农村发达、先进许多，对抗生素的了解途径也较多。因此，生源地的差异是导致出现大学生自主使用抗生素差异的一方面原因。医学生更有机会接触到关于抗生素的专业知识，所以医学生与非医学生对于抗生素基本知识认知与使用认知方面有所差别，因此这一因素导致了不同专业的大学生不同的自主使用抗生素行为。

城镇居民收入差距主要因素回归分析 第6篇

注:原始数据来自《广东省统计年鉴》。

收入比重是指各收入阶层的可支配收入总额占全部城镇居民可支配收入总额的比重,它是根据原始数据计算得来。公式为:A收入阶层收入比重=(A收入阶层人均可支配收入×该收入阶层人口频数)/各收入阶层人均可支配收入与其人口频数乘积之和。

1 收入差距主要因素回归分析

1.1 变量介绍

收入:本文所有的回归模型均以收入取对数作为因变量,因为收入变量具有较好的统计学性质。在实际操作中,选取了受访者2007年的全年职业收入。

性别:为虚拟变量,设定男性为1,女性为0.

教育年限:指受访者接受过多少年正规教育。

年龄:用2008减去受访者出生年表示。

职业:指受访者职业地位,包括6类,即单位负责人、单位中层干部、单位基层干部、技术人员、一般办事人员和一般工人。

1.2 描述性统计

本文利用全国综合社会调查(CGSS)项目调查数据,对所使用的样本数据进行初步整理,形成包含居民年平均收入、年龄、教育程度和职业类别的居民情况分布表,具体情况详见表2.经计算,2008年,有固定工作和稳定收入的中国城市居民年平均收入为23 767元,这一数字与国家统计局公布的2007年全国城镇单位在岗职工年平均工资24 932元相差不大。这说明,本文用的样本数据是具有代表性的。

1.3 模型设定与回归分析

利用明瑟(Mincer)于1957年提出的计算教育收益率的经典收入模型,考虑到职业所得是个体收入的最主要来源,本文将职业因素引入明瑟收入的方程,具体的回归模型是:

上式(1)中:Lny——收入的对数;

Sex——性别;

Edu——受教育年限;

Age——年龄。

考虑到年龄与收入之间存在的二次曲线对应关系,所以,在模型中用年龄(Age)和年龄的平方除以100 (Age2/100)来表示,Jobj表示职业虚拟变量,1表示劳动者从事职业j,0表示不属于这类职业。为了避免多重共线性,本文设置了单位负责人、单位中层干部、单位基层干部、技术人员和一般办事人员5个虚拟变量,因此,职业变量导致的收入差距是以一般工人为参照组。采用普通最小二乘法得到的回归结果详见表3.

收入影响因素的回归模型通过了F检验,调整可决系数为0.193,模型具有一定的解释力。从总体上看,男性与女性之间仍然存在明显显的收入差距,在其他条件相同的情况下,男性比女性收入要高出18.6%(e^0.170-1)。受教育年限是城市居民收入差距的主要因素,劳动者受教育年限每增加一年,收入相应增长5.6%(e^0.055-1)。劳动者年龄与收入呈曲线关系:随着劳动者年龄的增长,有利于积累更多的知识技能和工作经验,从而提高劳动者的人力资本,增加收入水平,同时,年龄的增长会导致体力和身体素质的下降,但随着年龄增长,劳动者的收入也会呈增加的趋势。

1.4 收入差距的成因分析

根据收入差距研究模型,对样本收入的10%,25%,50%,75%和90%分位数进行回归分析。通过对这些不同分布点的影响因素差异大小进行更详细的刻画,我们能够更加深入地了解城市居民收入差距产生的具体原因。具体如表4所示。

注:括号内为t统计量;***表示在1%水平上显著;**表示在5%水平上显著;*表示在10%水平上显著。

从表4中调整可决系数可以看出,在不同条件分布水平上,模型的解释力存在差异。处于条件分布底端的居民收入调整可决系数最低,因为低收入者大多是从事简单工作的体力劳动工作,得到的劳动报酬相差不大。模型对中上等收入者的解释力较强,劳动者的人力资本和职业类别差异对收入的增加产生了较大影响。模型对高收入者的解释力有所降低,可以解释为个人机遇、社会关系、管理艺术、决断力等模型以外的因素在发挥作用。

性别的回归系数分别为0.069,0.138,0.199,0.229和0.183,且都在1%的水平上显著。这表明,在劳动者收入方面普遍存在性别的差异。女性劳动者往往会由于家庭负担多和传统用人观念的限制,收入水平的提高速度比男性慢。从总体上看,劳动者的收入水平越高,性别差异就越明显。

年龄因素只在75%的分布条件上显著。年龄项回归系数为正、年龄平方项系数为负且年龄总体影响为正,随着劳动者年龄的增长,在增加工作经验与技能的同时,也会导致身体素质下降,因此,年龄与收入之间为倒U型关系。年龄因素在其他分位点上并不显著。

教育年限的回归系数分别为0.024,0.047,0.058,0.059和0.057,全部在1%的水平上显著。考虑到样本数据中教育年限最大值为24年,因此,教育年限对收入的影响是强烈、普遍和显著的。

职业类别对收入差距产生了显著影响。从不同职业的回归系数上看,职业收入由高到低依次是管理人员、技术人员、一般办事人员和一般工人,在管理人员内部,级别越高相应的收入就越高。

2 缩短收入差距的建议

2.1 促进教育机会分配公平、合理

由于劳动者的受教育年限是个人收入的重要影响因素,因此,必须要实现教育机会分配的公正与公平,改善受教育程度对收入分配不平等的影响。

2.2 建立非管理类人才培养机制

建立非管理类人才的培养、鼓励机制,为广大一线劳动者提供与职业技能水平相匹配的薪酬和地位,使专业技术人员、办事员和一般工人阶层在本职岗位上能够获得充分的发展空间。

2.3 适度增加工龄工资

适当提高工龄工资在职业收入中的比重,这样有利于增强员工归属感,充分发挥年长者的工作经验和智慧,弥补广大中老年劳动者因为体力下降而导致的收入差距,同时还调动基层人员的工作积极性。

参考文献

[1]陈钊,万广华,陆铭.行业间不平等:日益重要的城镇收入差距成因——基于回归方程的分解[J].中国社会科学,2010(03).

中国货物出口影响因素的回归分析 第7篇

出口额作为反映出口情况的重要指标,其对一国G D P增长的促进是经济领域广泛关注的。出口额本身就跟一国的经济增长有着紧密的联系,对经济增长的影响日益深远:对外出口的增加将刺激国内经济,鼓励储蓄、资本积累和技术进步,通过进口改善供给结构,通过鼓励经济单位生产提高供给能力,从而对经济增长有着持续良性的促进。因此,通过系统分析出口各个影响因素,找出我国当前货物出口的有关问题,为现实工作提供参考就具有着价值。

二、实证分析

(一)出口模型主要影响因素的选择

本文研究中国出口/本文主要是基于理论并结合中国现状考虑,从以下几个主要因素来分析:

1. 汇率。

根据传统的国际贸易理论分析,人民币升值将会造成我国出口商品的外币价格上升,鉴于我国外销商品是以低价格竞争为主,价格的上升将直接削弱我国出口的竞争优势。出口企业为维持一定的利润空间,在汇率提高背景下,将提高商品在外埠市场的销售价格,随着价格竞争优势的下降,出口持续上升将放缓和在国际市场上我国商品的市占率将下降。

2. 出口退税额。

我国为鼓励出口,扩大创汇,实施出口退税政策,出口退税降低企业税务成本,是国家调控出口的重要政策工具。出口退税政策的不同会显著影响出口企业的行为,因为出口退税率与出口产品的成本负相关,所以退税政策的利好会提高出口产品在国际市场上的价格竞争力,并且促进出口贸易额的上升,从而对一国国民经济的增长有显著影响。

3. 经济增长。

经济增长对出口的影响,主要有三方面的影响:一是人均产出的提高降低出口供给的成本,给出口企业增加了利润,同时商品在国际市场的价格也会降低;二是令要素生产率的提高,扩展了出口供给商品种类的层次和类别,刺激了国外对本国商品的需求,从而提高出口总量;三是经济结构的变革对于经济效率的提高,提高了供给能力,从而提高出口总量。因此本文将经济增长这一因素纳入模型,以GDP指数来衡量。

4. 外商直接投资。

FDI常以跨国公司做为载体,立足于国内廉价劳动力式资源等有相对优势的资源禀赋,去为国际市场提供商品;并且伴随国外先进技术、设备、管理经验的转移,在提升出口产品国际竞争力的同时,也因全球经济一体化而避免要素流动所带来的贸易壁垒。所以,外商直接投资也作为考虑因素纳入模型。

5. 商品结构。

从技术进步的利益考虑,以工业制成品为核心的中心发达国家出口的产品更容易吸收新技术,改变技术水平劳动生产率,提高出口产品价格,享受更多技术进步带来的利益,而发展中国家的初级产品则不然。

在本文是以出口商品结构指数来进行分析的,即用工业制成品出口额与初级产品总额的比值(工业制成品出口额/初级产品总额的比值)*100%来表示。

(二)中国出口模型的建立

1. 模型设计。

根据上述经济行为理论,我们建立模型,来研究人民币汇率、出口退税额、国内生产总值、外商直接投资、商品结构,这五个解释变量对于中国货物出口总额的影响。

建立模型如下:

2. 实证结果。

利用Eview s得出样本回归方程为:

(三)模型的检验及修正

1. 经济意义的检验。

汇率与货物出口总额成反比,出口退税额、GDP、FDI、商品结构与货物出口总额成正比。观察上表,其中汇率的系数是负的,出口退税额、GDP、外商直接投资的系数是正的,均符合经济意义。

2. 统计意义的检验。

(1)拟合优度检验

结果表明,回归方程的R2=0.991246,R軓2=0.986869,这一解释度非常高,说明估计的样本回归方程很好的拟合了样本观测值。

(2)方程的总体线性的显著性检验(F检验)

当显著性水平为0.05时,F=226.4721>F(6,12)=3.200,F统计量的P值为0.000000,小于0.05,所以回归方程总体上的线性关系成立。

三、本文结论及政策建议

(一)结论

由上述计量模型检验结果可知:G D P和商品结构是影响货物出口总额的重要因素。G D P和商品结构同货物出口总额是呈正相关关系,在G D P保持不变的情况下,商品结构每增加一个点,平均来说货物出口总额会上升3.338196,而在商品结构不变的情况下,G D P每增加一个点,货物出口总额会增加大约306.3128。

(二)建议

第一,改革开放近40年来的高速增长,由于不同阶段不同的资源配置方式不同,不同的经济主体对资源的配置效率不同,粗放型经济增长在一定时期配置资源是有效率的模式,但却跟不上现阶段的经济增长效率,要向集约型转变,从主要侧重数量转向从质量技术中要效益。通过加大科技投入,提高科技转化为商品的效率、加快企业产品的换代升级,从而提高经济的纵深面、饱和度,让经济增长更加多元化,不是简单地做加法,而是丰富经济内部的层次、扩展经济外部幅度。依托互联网、物联网等新兴概念,优化传统生产方式,优化传统三产中浪费效率的业态形式。

第二,我国人口红利正在处于消失阶段,劳动力优势也在不断被东南亚新兴经济体占据,国内部分产业产能过剩现象严重,现阶段我国的商品结构优化形势严峻,产业结构亟需升级换代,出口企业经过这么多年的不断生产,积累了一大批宝贵的经验和技术,要不断鼓励创新,提高商品的科技型、创新性,提高出口产品中高新技术产品比重。,政府要增加教育科研支出,优化教育资源的配置,提高技术、商品研发水平和应用转化效率。

参考文献

[1]李波.我国出口影响因素的实证分析[J].贵州商业高等专科学校学报,2006.

[2]郑桂环,汪寿阳.出口退税结构性调整对中国出口主要行业的影响[J].管理学报,2005.

多因素回归分析 第8篇

出口、投资和消费一直被认为是拉动我国经济增长的“三驾马车”, 然而回顾我国改革开放三十多年的经济增长过程, 消费在我国经济增长过程发挥的作用仍有待加强。事实上, 与发达国家相比, 我国的消费不足主要表现在居民消费不足。自2000年以后, 中国的消费率 (最终消费支出占支出法GDP的比重) 呈逐年下降的趋势, 尤其是2007年以后, 消费率下降并一直保持在50%以下;在中国的最终消费结构中, 居民消费和政府消费呈现此消彼长的变化趋势, 居民消费占总消费的比重从1995年的77%下降到2010年的71%, 而在此期间, 政府消费则从23%上升至29%;自2000年以来, 中国居民的消费增长既落后于固定资产投资增长, 也落后于经济 (GDP) 增长。

2 文献回顾

学术界对中国居民消费需求不足的原因进行了大量的研究, 出现了不少富有启发性的和有价值的研究结论和研究方法。概括而言, 学者主要将我国居民消费不足的原因归纳为以下几点。

(1) 收入分配不均抑制消费增长。

自改革开放以来, 尤其是20世纪90年代至今, 随着市场经济在我国的日益深入, 东中西部、城乡之间、行业之间的收入分配差距日益扩大, 中低收入人群的低支付能力使得总消费需求不足 (毛盛勇, 2007;邹红, 喻开志, 2011) 。

(2) 消费结构升级换代导致消费推迟。

尚不成熟的供给结构无法满足居民日益提高的消费结构, 造成了消费推迟, 影响居民消费增长 (毛盛勇, 2007;张红伟, 吴瑾, 2011) 。

(3) 保守的居民消费习惯减弱居民消费增长。

多数观点认为, 由于长期的文化和经济发展原因, 我国居民消费习惯与西方发达国家相比更加保守和谨慎 (杭斌, 2010) , 消费倾向偏低, 具体表现为看重储蓄, 厉行节约, 不愿意负债消费。

(4) 社会保障制度落后降低居民消费倾向。

不少学者认为, 我国的低消费倾向与我国的社会保障制度相对弱后存在明显的关系。相对滞后的社会保障体系, 使得居民不得不面对失业、住房、医疗、教育等压力, 出于预防性或谨慎性动机的储蓄成为居民应对这些压力的首要选择 (万广华等, 2003) 。

此外, 还有不少学者从政府政策、金融发展等方面分析了中国居民消费需求不足的原因。

由上可知, 对我国消费的影响因素, 学者有不同的看法。本文根据已有的研究, 总结影响消费的若干因素, 在此基础上进行多重共线性诊断, 并用主成分分析法消除变量之间的多重共线性, 选择主成分, 对我国居民消费进行回归, 从而得出影响我国居民消费的主要因素, 并在此基础上提出提高我国居民消费的建议。

3 实证分析

3.1 模型设定与数据来源

本文模型的被解释变量是居民最终消费的人均支出Y, 解释变量有7个, 包括:人均收入 (用人均国内生产总值代替) X1, 分配状况X2 (通过计算城镇居民可支配收入与农村居民纯收入的比值得出) , 居民消费价格指数X3, 就业率X4, 年存款基准利率X5, 未成年人口负担率X6和老年人口负担率X7。采用我国1985-2010的年度数据, 数据来源于历年《中国统计年鉴》以及国研网统计数据库, 运用SPSS18.0软件进行分析和回归。

模型设定为:

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+ε (1)

3.2 初步回归

首先采用OLS进行初步回归, 得到如下的回归结果:

Y=-13772.12+0.229X1-307.96X2+1.217X3+99.648X4+24.468X5-43.497X6+802.306X7

(-1.635) (28.179) (-2.217) (0.282) (1.209) (1.878) (-3.38) (9.907)

该模型的R2=0.999, 表明模型总体解释能力很强, 但是X3, X4, X5均没有通过5%的显著性水平检验, 并且X1 (人均GDP) , X2 (分配状况) , X4 (就业率) , X6 (未成年人口负担率) 和X7 (老年人口负担率) 这五个变量的方差膨胀因子均大于10, 可以看出, 变量之间存在很强的多重共线性, 因此, 本文接下来采用主成分分析对变量进行共线性的处理。

3.3 主成分分析

首先, 由于本文所选指标单位不统一, 因此要对所有评价指标进行标准化处理, 以消除量纲的影响, 然后再进行分析评价。

其次, 运用SPSS软件进行主成分分析, 得到总方差矩阵 (表1) , 前2个特征值累积贡献率达到95%, 故选择前两个新变量记为Z1和Z2 (即主成分) 来代替原来的7个变量。

在Component Matrix (成分矩阵) 中, 给出了主成分载荷矩阵, 每一列载荷值都显示各个变量与有关主成分的相关系数。以第一列为例, -0.925实际上是人均收入 (X1) 与第一个主成分的相关系数。

从成分矩阵中可以看出, X1, X2, X4, X6, X7在第一主成分上Z1的比重较大, 而X3, X5在第二主成分Z2上的比重较大, 因而将第一主成分定义为收入变量, 第二主成分定义为物价变量。

由分析可知,

Z1=0.925X1-0.909X2+0.634X3+0.962X4+0.856X5-0.974X6-0.983X7

Z2=0.201X1+0.343X2+0.751X3-0.156X4+0.459X5+0.159X6+0.067X7

3.4 主成分回归

以主成分Z1和Z2建立模型, 得到用主成分表示为:

Y=0.179*Z1-0.180*Z2

(18.471) (-3.253)

其中, R2=0.941, F=174.158, 方程整体线性关系显著;同时两个主成分均通过了5%的显著性水平检验;并且所有变量的方差膨胀因子VIF降至1.1左右, 表明多重共线性问题得到了很好的解决。将用主成分表示的模型还原为用标准化的原始变量表示的模型为:

Y=0.129X1-0.224X2-0.022X3+0.200X4+0.071X5-0.203X6-0.188X7

4 结论

由本文的研究, 可以得出如下的结论:

首先, 人均国内生产总值的上升有助于使消费需求落实为消费行为, 提高居民消费。消费需求之所以能转化为消费行为, 其根本原因在于支付能力的提升, 而提高人均GDP有助于提高消费者支付能力, 使得居民消费落到实处, 促进经济健康有序发展;其次, 我国收入分配的差距对消费者支出有显著的负向影响, 缩小我国城乡居民的收入差距, 主要是提高农村居民的收入, 成为提升我国居民有效需求, 从而拉动经济增长的重要力量;第三, 物价水平与居民消费存在显著的负相关系, 稳定物价有助于居民调整消费预期, 加快当期居民消费增长;第四, 就业率的提高能够拉动我国居民消费, 采取正确的措施, 提高居民的就业率成为促进我国经济快速增长的重要力量;最后, 未成年人口和老年人口的抚养制约了我国消费的增长, 因而, 政府采取合理的教育和医疗保障措施, 降低居民教育、生活和养老成本, 有助于提高我国居民的最终消费。

摘要：根据已有的研究, 总结影响消费的若干因素, 在此基础上进行多重共线性诊断, 并用主成分分析法消除变量之间的多重共线性, 选择主成分, 对我国居民消费进行回归, 从而得出影响我国居民消费的主要因素, 并在此基础上提出提高居民消费的建议。

关键词：主成分分析,消费,需求

参考文献

[1]万广华, 史清华, 汤树梅.转型经济中农户储蓄行为:中国农村的实证研究[J].经济研究, 2003, (5) :3-12.

[2]毛盛勇.我国居民消费需求分析[J].统计研究, 2007, (6) :48-52.

[3]邹红, 喻开志.劳动收入份额、城乡收入差距与中国居民消费[J].经济理论与经济管理, 2011, (3) :45-55.

[4]张红伟, 吴瑾.我国城乡居民消费结构的实证研究[J].大连理工大学学报 (社会科学版) , 2011, (1) :19-24.

多因素回归分析 第9篇

关键词：胶带机,火灾,信号分析,信号合成,多通道自回归模型

0引言

资料表明, 胶带机火灾占整个煤矿火灾的20%以上。在胶带机火灾探测过程中, 信号的处理算法起着至关重要的作用。良好的算法能降低系统的误报率, 提高系统的敏感度, 提前报警时间, 有效降低损失。因此, 准确地评价算法的好坏具有十分重要的意义。

胶带机火灾发生具有突发性, 而进行系统的、大量的实际胶带机火灾试验耗费往往很大[1], 有时甚至是不可能的。目前对胶带机火灾和干扰信号产生机理的研究还很不充分, 因此, 应寻求一种通过有限的胶带机火灾或试验数据来合成一些火灾或非火灾信号的方法[2,3,4]。本文采用多通道自回归 (AR) 模型法实现对胶带机火灾和非火灾信号的分析与合成, 并结合维纳证明及辅助托布里兹方程的特点, 递推出一种比较简单的算法来求得模型参数, 从而降低了计算量。

1多通道胶带机火灾与非火灾信号的分析

1.1 设计多通道AR模型的一些基本假设

多通道胶带机火灾和非火灾信号的分析是采用多通道AR模型实现的, 这主要是基于维纳的证明:在一定的条件下, 平稳时间序列的时间平均等于相平均 (即总体平均) , 这样就可以根据时间序列的过去数据预测未来。在数学上这种估算得到的仅是统计参数的平均值, 与客观实际仍存在一定差异, 为判断差异的大小, 这里采用最小均方误差的准则。

该算法的根本在于寻求多通道AR模型的系数矩阵序列: (f0, f1, f2, …, fn) , 其中fi为矩阵, 其维数决定于通道的维数, 本文的多通道AR模型的设计基于以下的一些基本假设:

(1) 信号是平稳过程, 即在统计性质上不随时间变化, 因而根据过去观测资料所求得的模型系数矩阵序列, 可用于对以后资料的处理。

(2) 模型的设计准则取均方误差最小, 即要求模型的实际输出Y和理想输出Z之间的均方误差E{ (Zt-Yt) τ (Zt-Yt) }最小, 据此来确定模型的系数矩阵序列 (f0, f1, f2, …, fn) , 因为I=Tr{ (Zt-Yt) (Zt-Yt) τ}=E{ (Zt-Yt) τ (Zt-Yt) }, Tr为矩阵的迹, 故可将设计准则变为求均方差矩阵的迹为最小;E为期望值的符号, 表示对总体求平均, 本文采用时间平均来代替总体平均。

1.2 多通道信号分析方法的设计

平稳的多通道时间序列的二阶统计特性可由其均值和协方差矩阵完全确定, 去均值后的协方差等于自相关矩阵。设胶带机火灾信号为M个通道, 观测时间长度为N, 则可将各通道信号组成M×N阶矩阵:X={x[1], x[2], …, x[N]}, 其中x[i]=x (1, i) , x (2, i) , …, x (M, i) ]T, i=1, 2, …, N, 表示在时刻i的多通道信号组成的向量。X的自相关矩阵:

undefined

式中:rij[k]=E{x* (i, n) x (j, n+k) }, *表示共轭, E{}表示数学期望是有偏估计。

利用AR模型可从信号X的过去q个取样值预测估计值:

undefined

式中:F[i]为预测系数, i=1, 2, …, q, q为预测阶数。设et=[e1 (t) , e2 (t) , …, eM (t) ]T, 这里以预测误差最小为优化准则, 定义预测的方差矩阵为E{et, eTt};

undefined

E{et, eTt}的迹为对角线元素之和:I≡TrE{eteTt}=E{e21 (t) }+E{e22 (t) }+…+E{e2M (t) }, 确定模型参数系数矩阵序列F[i]的准则:I=min, 因为undefined, 有:

undefined

undefined

求方差的期望值:

undefined

利用矩阵的求导公式:undefined, 其中B为与X无关的常数矩阵, X为矩阵, 取I对F[i]的偏导数, 并令其为零来求得模型的系数矩阵序列F[i], 此时只有第二项和第四项有贡献:

undefined

FT[i], 故有方程:undefined, 对其取转置, 有undefined。

同理求I对FT[i]的导数, 有:

undefined

由于平稳的过程有ϕ (-i) =ϕT (i) , ϕT (j-i) =ϕ (i-j) , 故式 (6) 可记为undefined, 展开此式, 则有:

undefined

式 (7) 是采用多通道AR算法对胶带机火灾信号进行分析的重要公式, 其中ϕ (i) 是对胶带机火灾信号采样值的相关函数, 为已知值, F[i]为未知数。因为是以矩阵为系数的方程, 如采用常规解法需要巨大的计算量, 通过观察发现, 系数矩阵属于托布里兹矩阵, 因此, 笔者根据参考文献[5]中提到的辅助托布里兹方程的解法给出了一种新的递推算法, 可大大减少计算量。

1.3 多通道信号分析中系数矩阵序列的递推算法

误差滤波器有预测和后验之分, 设预测误差系数矩阵序列和后验误差系数矩阵分别为[a0 (n) , aq (n) , …, an (n) ]n+1和[b0 (n) , bn-1 (n) , …, b0 (n) ]n+1, 其中as (n) 和bs (n) 都为M×M阶矩阵, 且满足方程:

undefined

。这里:

undefined

、vb (n) 为M×M阶矩阵, a0 (n) =b0 (n) =I为单位矩阵。将系数矩阵序列[a0 (n) , a1 (n) , …, an (n) ]n+1和[bn (n) , bn-1 (n) , …, b0 (n) ]n+1都扩大到n+2维:[a0 (n) , a1 (n) , …, an (n) , 0]n+2, [0, bn (n) , bn-1 (n) , …, b0 (n) ]n+2, 并令其满足方程:

undefined

则有:ua (n) =a0 (n) rn+1+a1 (n) rn+…+rn (n) r1, ub (n) =bn (n) r-1+…+b1 (n) r-n+b0 (n) r-n-1。

方便推导, 将其写成:An (z) =a0 (n) +a1 (n) z+…+an (n) zn, Bn (z) =bn (n) zn+bn-1 (n) zn-1+…+b0 (n) , 延长该辅助系列长度, 构造线性组合:

undefined

由此得新系数序列:[a0 (n) , a1 (n) -ca (n+1) bn (n) , …, an (n) -ca (n+1) b1 (n) , -ca (n+1) ·b0 (n) ], [-cb (n+1) a0 (n) , bn (n) -cb (n+1) a1 (n) , …, b1 (n) -cb (n+1) an (n) , b0 (n) ], 根据式 (8) , 此新序列满足方程:

[a0 (n) , a1 (n) -ca (n+1) bn (n) , …, an (n) -

ca (n+1) b1 (n) , -ca (n+1) b0 (n) ]Rn+1=[va (n) -ca (n+1) ub (n) , 0, …, 0, ua (n) -ca (n+1) vb (n) ] (10)

[-cb (n+1) a0 (n) , bn (n) -cb (n+1) a1 (n) , …, b1 (n) -cb (n+1) an (n) , b0 (n) ]Rn+1=[ub (n) -cb (n+1) va (n) , 0, …, 0, vb (n) -cb (n+1) ua (n) ] (11)

为使式 (9) 得到的新序列的误差最小, 需使式 (10) 、 (11) 中的新增项消失:

undefined

则有:

undefined

式中:ca (n+1) 、cb (n+1) 、ua (n) 、ub (n) 、va (n) 和vb (n) 为M×M阶矩阵, 由式 (9) 、 (13) 得到新的预测误差滤波器和后验误差滤波器系数矩阵序列分别为[a0 (n) , a1 (n) -ca (n+1) bn (n) , …, an (n) -ca (n+1) b1 (n) , -ca (n+1) b0 (n) ][-cb (n+1) a0 (n) , bn (n) -cb (n+1) a1 (n) , …, b1 (n) -cb (n+1) an (n) , b0 (n) ], 分别满足方程:[a0 (n) , a1 (n) -ca (n+1) bn (n) , …, an (n) -ca (n+1) b1 (n) , -ca (n+1) b0 (n) ]Rn+1=[va (n+1) , 0, …, 0, 0][-cb (n+1) a0 (n) , bn (n) -cb (n+1) a1 (n) , …, b1 (n) -cb (n+1) an (n) , b0 (n) ]Rn+1=[ub (n+1) , 0, …, 0, 0]。

式中:va (n+1) 和vb (n+1) 分别为

undefined

根据托布里兹方程的递推解法, 利用后验滤波器的系数矩阵序列求式 (7) 的解可大大减少计算量。为推导方便起见, 令[F[1], F[2], …, F[q]]=[f0 (n) , f1 (n) , …, fn (n) ] (n=q-1) , 设已求得n阶多通道AR模型的系数矩阵[f0 (n) , f1 (n) , …, fn (n) ]来推导 (n+1) 阶AR模型的系数矩阵, 组成矩阵多项式:F (z) =f0 (n) +f1 (n) z+…+fn (n) zn, 为书写方便, 设:[g0, g1, …, gn]=[ϕ (1) , ϕ (2) , …, ϕ (q) ], 将序列[f0 (n) , f1 (n) , …, fn (n) ]的长度延长为n+1:[f0 (n) , f1 (n) , …, fn (n) , 0], 它满足:[f0 (n) , f1 (n) , …, fn (n) , 0] (n+1) R (n+1) =[g0, g1, …, gn, v (n+1) ], 其中v (n+1) 为M×M阶矩阵, v (n+1) =f0 (n) rn+1+f1 (n) rn+…+fn (n) r1, 构成线性组合:Fn (z) -cf (n+1) zn+1Bn+1 (z-1) , 给出的系数序列为[f0 (n) -cf (n+1) bn+1 (n+1) , …, fn (n) -cf (n+1) b1 (n+1) , -cf (n+1) b0 (n+1) ], 它满足方程:

[f0 (n) -cf (n+1) bn+1 (n+1) , …, fn (n) -

cf (n+1) b1 (n+1) , -cf (n+1) b0 (n+1) ]Rn+1=[g0, g1, …, gn, v (n+1) -cf (n+1) vb (n+1) ] (14)

其最后一项应满足条件:gn+1=v (n+1) -cf (n+1) vb (n+1) , 故有cf (n+1) =[v (n+1) -gn+1]v-1b (n+1) , 因而延长后的系数矩阵序列为[f0 (n+1) , f1 (n+1) , …, fn (n+1) , fn+1 (n+1) ]=[f0 (n) -cf (n+1) bn+1 (n+1) ][f1 (n) -cf (n+1) bn (n+1) , …, fn (n) -cf (n+1) b1 (n+1) , -cf (n+1) b0 (n+1) ], 用矩阵多项式来表示为Fn+1 (z) =Fn (z) -cf (n+1) zn+1Bn+1 (z-1) 。

这样就可求得高一阶AR模型的系数矩阵序列。通过对原有信号的分析, 可以描述它的时变统计行为, 这是进行信号合成的基础, 下面以上述理论为基础进行胶带机火灾和非火灾信号的分析与合成试验, 具体采用Matlab语言进行仿真。

1.4 多通道胶带机火灾信号分析方法的设计

原始信号序列由模拟传感器从试验现场采集, 并以一定的频率采样、量化转换成数字信号。多通道胶带机火灾信号的分析模型必须考虑到胶带机火灾信号的局部平稳性[6], 因此, 将信号进行加窗分成多段处理, 可更准确地跟踪信号的整体特征。本文以二通道为例对信号进行分析与合成。设观测时间长度为Ltot, 原始信号为X=[x[1], x[2], …, x[Ltot]], 式中:x[n]=[x[1, n], x[2, n]]T, n=1, 2, …, Ltot, 表示n时刻的采样值。首先对信号进行预处理, 由于胶带机火灾信号的局部平稳性, 因此, 先用长为L的矩形窗加窗, 得到第p帧信号xp[n] (p=1, 2, …, ptot;ptot=2Ltot/L) , 各帧之间重叠50%以适应信号的变化, 并对幅度进行标准化, 除去原始信号中的直流分量及各变量量纲的影响, 并分别采用高通滤波器和低通滤波器滤除噪声。预处理后的信号序列X提取二阶统计特性, 由于在预处理中已经采取了去均值的措施, 因此, 其自相关矩阵和协方差矩阵相同, 这样采用自相关矩阵和均值向量可完全确定多通道时间序列的二阶统计特性。采用前面介绍的多通道信号的分析方法可获得第p帧AR模型的系数矩阵f (s) =[fp[1], fp[2], …, fp[q]], 它代表了第p帧信号的二阶统计特征, 按照同样方式依次对各帧信号进行信号分析得出所有的ptot个特征矩阵, 排成矩阵序列F=[f (1) , f (2) , …, f (ptot) ], 它描述了原始胶带机火灾和非火灾信号X的统计行为, 信号的合成以此为基础进行。

1.5 多通道胶带机火灾信号合成方法的设计

信号合成是信号分析过程的逆过程。具体方法:先生成2个具有零均值和单位方差的具有高斯分布的多通道白噪声序列, 以其为激励信号, 令其通过前面设计的AR模型, 即按式 (2) 进行合成, 得到1帧信号的采样值, 按同样方法合成出所有的ptot帧信号, 再对信号进行逆标准化处理, 并对所有各帧的合成信号进行合并, 重叠部分取对应平均值, 得合成信号:undefined, 式中:undefined。

2多通道胶带机火灾信号合成的试验结果分析

2.1 非火灾信号的分析与合成试验

本文采集了厨房环境下的烟雾浓度和湿度2个信号 (主要是考虑厨房中水蒸气的影响, 有时与阴燃火的特性有一定相似之处) , 采用Matlab软件进行仿真试验, 仿真结果如图1所示。由图1可知, 采用多通道AR模型进行2种信号的合成可得到大体与真实信号相同的模拟信号。软件程序设计采用Matlab语言编程。

2.2 火灾信号分析与合成试验

本文选用了2种火灾条件下的信号进行分析与合成, 一种为邢台煤矿的胶带机燃烧时, 一氧化碳 (CO) 和二氧化碳 (CO2) 信号释放与时间关系图, 另一种为聚胺脂塑料燃烧时烟雾浓度和温度信号与时间关系图, 仿真结果分别如图2、3所示。

从图2、3中可知, 合成信号虽然在细节上有些误差, 但从整体趋势上看与真实信号大体相同, 且与真实信号具有相同的统计特性, 可用来验证前面的火灾信号处理算法的可靠性。

3结语

本文采用多通道AR模型对胶带机火灾信号与非火灾信号进行了分析与合成, 并结合维纳证明及辅助拖布里兹方程的特点, 推导出了一种比较简单的递推算法来求得模型参数。采用Matlab软件对多胶带机火灾信号进行仿真实验, 仿真结果表明:合成信号与原始信号在细节上虽有一定误差, 但两者在整体趋势上相同, 且具有相同的统计特性和功率谱相匹配的特点。该种算法也适于其它的较难直接从实际试验或环境测试中获得信号的情况, 例如地震信号等, 具有较大的推广应用价值。

参考文献

[1]程远平, 陈亮, 张孟君.火灾过程中火源热释放速率及其实验测试方法[J].火灾科学, 2002, 11 (2) :69~74.

[2]FLIEBTJ H.JENTSCHEl K L.A New SynthesisMethod for Signals for Testing of Flame-detectionAlgorithms[J].Fire Safety Journal, 2002, 37 (2) :151~164.

[3]CLAUDIA R, THOMAS K, GERHARD M.AGeneral Approach for Si mulating Signals of ScatteringLight Detectors[C]//AUBE’01, 12th InternationalConference on Automatic Fire Detection, NationalInstitute of Standards and Technology Gaithersburg, 2001, Maryland:517~528.

[4]王殊.火灾探测的信号处理方法的研究[D].武汉:华中理工大学, 1998.

[5]郑治真.数字信号处理基础[M].北京:地震出版社, 1988:291~307.

影响药物流产效果的多因素分析 第10篇

资料与方法

2007～2011年收治自愿要求药物流产早孕妇女500例，年龄18～40岁，停经时间≤49天，B超提示为宫内妊娠，孕囊三径线≤30mm，体格检查、妇科检查和实验室检查均无药物流产禁忌证，服药前签署知情同意书，病例资料记录完整。

服药方法：第1天早晨空腹口服米非司酮片150mg，第3天清晨空腹口服米索前列醇片600μg后，留站观察24小时。

效果观察：①完全流产：用药后1周内孕囊完全排出或经B超复查提示子宫内无异常。②不完全流产：用药见孕囊排出，但阴道流血多于月经量或持续流血时间＞2周，或经B超复查提示提示子宫内有残留物，需行清宫术，刮出物送病理检查提示绒毛或蜕膜组织。③药物流产失败：用药后未见孕囊排出，术后1周复查B超提示孕囊滞留，需清宫术，清除物可见完整孕囊。

统计学处理：采用X2检验。

结　果

药物流产效果：500例中完全流产425例（85%），不完全流产49例（98%），流产失败21例（42%）。其中需要清宫术65例（13%）。

相关因素分析：①孕产次数孕产次≥3孕妇完全流产率76%（149/196），明显低于孕产次＞3次907%（276/304），差异有统计学意义（P＜001）。②孕囊大小孕囊直径10～20mm完全流产率924%（218/236），孕囊直径＜10mm完全流产率735%（78/106），孕囊直径＞20mm完全流产率816%（129/158），差异有统计学意义（P＜001）。③剖宫产史有剖宫产史完全流产率646%（75/116），低于无剖宫产史911%（350/384），差异有统计学意义（P＜001）。④子宫位置子宫前倾前屈位或后倾后屈位完全流产率518%（58/112），子宫水平位完全流产率946%（367/388），差异有统计学意义（P＜001）。

讨　论

米非司酮配伍米索前列醇抗早孕的临床效果已得到世界公认，2003年WHO的调查结果表明药物流产的有效率935%～950%［1］，国内报道的完全流产率＞90%，失败率6%～10%［2］。而以手术流产相比，药物流产的并发症主要是不全流产引起长时间阴道流血、甚至大流血。最终需手术干预行清宫术。通过本文比较可以看出，孕产次数、孕囊直径、子宫位置及既往有无剖宫产史均为主要影响因素。

多次生育及流产使子宫内膜不同程度受损，再次妊娠后，妊娠组织易与子宫壁粘连，影响蜕膜自宫壁剥离，流产次数越多，子宫内膜的损伤越重，导致妊娠组织粘连的可能性越大，阴道流血时间延长，需清宫或吸宫手术干预。

停经时间长短，孕囊大小与药物流产效果密切。孕囊越大蜕膜越多，妊娠物孕激素受体越大越多，米非司酮拮抗孕激素的作用相对减弱，在孕囊排出后，易发生不同程度的蜕膜残留，造成药物不全流产［3］。孕囊越小，蜕膜组织越少，蜕膜的孕激素受体数量可能不足，孕酮受体与米非司酮结合能力低，不能有效抵抗孕酮作用，同时子宫平滑肌对米索前列醇敏感性低。

剖宫产手术后子宫下段切口处形成瘢痕，子宫内膜覆盖不全，子宫蜕膜血管生长缺陷，易出现胎盘粘连或植入，导致药物流产时蜕膜不易彻底排出，最终导致不全流产或药物流产失败。

既往有研究显示，药物流产失败率后位子宫高于前位和水平位子宫者22倍［4］。本资料单因素分析显示药物流产结局与子宫位置有明显关系，子宫后倾后屈位和前倾前屈位者不全流产明显高于水平位者。由于屈位子宫的宫腔与子宫颈之间形成一定的角度，当子宫节律性收缩时胚胎不易顺利通过宫腔与宫颈形成的角度而在重力作用下排出，造成屈位子宫者药物流产失败率明显高于子宫水平位。

通过本资料分析，得出以下结论：早孕妇女合并屈位子宫（前倾前屈、后倾后屈位子宫），孕囊直径＜10mm、＞20mm，孕次或流产次≥3次者，既往有剖宫产史，在药物流产过程中需要清宫或吸宫手术干预可能性较大。因此在临床工作中，使用药物流产时除严格掌握适应证及禁忌证外，在指导孕妇选择流产方法上，应对孕妇进行相关因素评估，告知孕妇药物流产的利弊，注意事项，知情同意后行药物流产。加强药物流产时的观察和随访，必要时行手术干预，以提高药物流产的安全性和满意度。较大限度保证育龄妇女生殖健康。

參考文献

1　Von　Hertzen　H，Honkanen　H，piaggio　G，et　al.WHO　multi-national　study　of　three　misoprostol　regimens　after　mifepristone　for　early　medical　adortion.Ⅰ：Efficacy［J］.BJOG，2003，110（9）：808-818.

2　桑国卫，贺昌海，邵庆翔.米非司酮配伍前列腺素终止早孕17523例的大规模引入性研究［J］.中国临床药理学杂志，1999，15：323-329.

3　刘效群，刘芳，于俊荣，等.复方米非司酮对早孕绒毛、蜕膜形态学及雌、孕激素受体的影响［J］.生殖与避孕，2004，2（3）：75.

多因素回归分析 第11篇

1 多元线性回归分析方法

1.1 多元线性回归模型的建立

设影响水力压裂效果的各自变量参数x1,x2,…,xk为影响因变量y的k个因素,假定它们之间有如下线性关系[7]:

y=β0+β1x1+β2x2+…+βkxk+ε。

其中y是可观测的随机变量,βi(i=1,2,…,k)是未知参数,称为回归系数,ε是不可观测的随机误差,且有

E(ε)=0,D(ε)=σ2<∞。

其中σ2是未知参数。

取n组不同的(xi1,xi2,…,xin)(i=1,2,…,n),分别进行n次独立的计算,得到y的n个独立观测值y1,y2,…,yn,则有

undefined

该式是一般的多元线性回归模型。在实际应用中,通常采用向量和矩阵的形式表示。

1.2 显著性检验

利用最小二乘法求多元线性回归方程,必须对线性回归方程进行显著性检验[8]。对于给定的显著性水平α,可以查F分布表得到临界值Fα(k,n-k-1)。所以当F>Fα(k,n-k-1)时认为yi组成的矩阵与xin组成的矩阵之间存在线性相关关系,所建立的线性回归方程是显著的;否则所建立的线性回归方程是不显著的。

2影响水力压裂效果各参数的多元线性回归模型

应用建立的模型,对大庆油田62口井的萨2层进行了综合分析,得出各个层位的主要影响因素。影响水力压裂效果的地质参数有地层有效厚度(H)、渗透率(K)、流压(pw)、含水率(fw);注水参数有井口注水压力(pi)、注距(L)、累计注水量(Qi);工程参数有加砂强度(S)、前置液强度(A)、砂比(C)。

2.1 地质参数分析

压后有效期与地质参数的多元回归关系为:M=19.787-0.458H+3.101K+5.647Pw-23.912fw。

对给定的显著性水平α=0.05,查F分布表得临界值F0.05(4,19)=2.9。

因为F=17.076>2.9,所以认为回归方程的线性关系是显著的。

2.2 注水参数分析

压后有效期与注水参数的多元回归关系为:

M=33.625-0.382Pi-0.059L+0.144Qi。

对给定的显著性水平α=0.05,查F分布表得临界值F0.05(3,27)=2.96。

因为F=2.918

M=29.136-0.059L+0.151Qi。

对给定的显著性水平α=0.05,查F分布表得临界值F0.05(2,28)=3.34。

因为F=4.446>F0.05(3,28)=3.34,所以认为回归方程的线性关系是显著的。

2.3 工程参数分析

对工程数据进行计算,可得到有效期与各参数的多元回归关系为:

M=62.374+4.717S-3.171A-1.995C。

对给定的显著性水平α=0.05,查F分布表得临界值F0.05(3,5)=5.41。

因为F=13.558>F0.05(3,5)=5.41,所以回归方程的线性关系是显著的。

3 敏感性分析

为了更清楚的描述各个参数对压后效果的影响,对C63-7井萨2层和B1-72-24井萨3层的影响因素进行了分析,将每个地质参数、注水参数和工程参数逐一进行5%到-5%的浮动(即对一个参数进行浮动的同时保持其它参数不变),并计算此时效果的误差,从而可以得出对效果影响较大的具体的特征参数。表1和表2分别为C63-7井和B1-72-24井萨2层敏感性分析表。

由表1可以看出,对C63-7井萨2层压裂后的效果影响由大到小依次是:砂比、前置液强度、加砂强度、流压、含水、注距、有效厚度和渗透率。由表2可以看出,对B1-72-24井萨3层压裂后的效果影响由大到小依次是:注距、砂比、注水压力、加砂强度、前置液强度、含水、流压、有效厚度、累计注水和渗透率。

由此可以看出,不同的井在不同的储层参数,水力压裂施工参数和注水条件下,各参数对压后效果的影响程度不同。

4 结论

(1) 应用多元线性回归的方法,建立了地质参数和工程参数的多元线性关系。

(2) 对C63-7井萨2层压裂后的效果影响由大到小依次是:砂比、前置液强度、加砂强度、流压、含水、注距、有效厚度和渗透率。

(3) 对B1-72-24井萨3层压裂后的效果影响由大到小依次是:注距、砂比、注水压力、加砂强度、前置液强度、含水、流压、有效厚度、累计注水和渗透率。

(4) 通过对影响压裂效果参数的敏感性分析,为重复压裂的选井选层提供了依据。

摘要：随着油田进入高含水开发后期阶段,油水分布更加复杂,改造对象的地质条件逐渐变差,重复压裂井选井选层难度加大,压裂挖潜的难度日益增大。为了进一步提高重复压裂的效果,必须对影响水力压裂效果的因素进行综合分析,从而为重复压裂选井选层提供依据。影响水力压裂效果的因素不仅有地质因素,还有工程因素。对于注水开发油田,还与注采关系有关。应用多元线性回归分析方法,对大庆油田萨2层的地质参数和工程参数建立了多元线性关系。通过对C63-7井萨2层和B1-72-24井萨3层敏感性分析,研究了各参数的影响程度,并对其进行排序,得到了对水力压裂效果影响较大的具体参数。

关键词：水力压裂,多元回归分析,效果分析,敏感性

参考文献

[1]王鸿勋,张士诚.水力压裂设计数值计算方法.北京:石油工业出版社,1998:198—199

[2]李春月,张士诚,马新仿.多元回归与模糊识别相结合优选重复压裂井.内蒙古石油化工,2010;10(3):132—133

[3]吴家文,宋考平.注水井单层累积注水倍数的计算方法.大庆石油学院学报,2005;29(2):28—30

[4]蒋廷学.重复压裂选井选层的模糊识别方法.石油钻采工艺,1997;19(3):60—62

[5]蒋廷学,汪绪刚.水力压裂选井选层的快速评价方法.石油钻采工艺,2003;25(4):49—51

[6]王志刚,孙玉玲.影响低渗透油田重复压裂效果的研究.石油学报,1990;11(3):50—57

[7]汪荣鑫.数理统计.西安:西安交通大学出版社,1986:198—221