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小小飛行員范文第1篇

有關數(shù)據(jù)表明，如果我們沒有采取實際有效的方法降低碳排放量，那么在未來的一百年中，全球的氣溫將升高三到六攝氏度，而海平面也將上升十五到三十五米。如果這種情況真的會發(fā)生，那么將導致一半的生物物種絕跡，也將給社會造成巨大的損失。人類社會的經(jīng)濟活動是與氣候的變換有極大的聯(lián)系的。這些問題引起了人們的高度關注，想要根本的解決的這些問題的方法就是減少碳排放量。以這種環(huán)境為背景條件，人們?yōu)榱藨獙夂蜃兓o人類生存環(huán)境帶來巨大考驗時，科學家們提出了低碳消費這一概念。低碳理念的提出得到了各個國家的認可，各國紛紛出臺相關政策法規(guī)，對其進行更深一步的規(guī)劃。

低碳消費的提出基礎

近幾年來，人們日益重視對低碳經(jīng)濟方面的研究，而低碳消費就是在低碳經(jīng)濟研究的基礎上提出來的。而馬克思與恩格斯在他們的經(jīng)典著作中就提到，人們需要對消費過程中的生態(tài)以及環(huán)保加強重視。在這本著作中對人與自然的關系有一個經(jīng)典的論述，“我們不要過分陶醉于我們人類對自然界的勝利。對于每一次這樣的勝利，自然界都報復了我們。每一次勝利，起初確實取得了我們預期的結果，但是往后和再往后卻發(fā)生完全不同的、出乎意料的影響，常常把最初的結果又消除了?！边@段話馬克思與恩格斯先生對人類不合理行為的警告，我們不應該毫無節(jié)度的對大自然進行開采，人與自然需要做到和諧相處，互利共生。人們并不能無條件的征服大自然，這樣會帶來嚴重的后果，人類會受到大自然的保護以及懲罰。

低碳消費的意義

一、低碳消費是人類本性的體現(xiàn)。人類是屬于自然界的一部分，自然屬性就是對人本性的彰顯。自然界依托了人類的生存與發(fā)展。如果自然界遭受了一定程度的破壞，導致不能滿足人類生存的需要，那么就將會使得人類不能繼續(xù)發(fā)展。所以，人們在和自然界進行物質交換的時候必須是合理進行的。在對大自然進行改造以及利用的時候，要以自然界的自我進化能力為限度，特別是在對大自然的資源采用時，更需要加強保護與修復。人與自然和諧相處的重要性在低碳消費中表露無疑，低碳消費反映了人的本質要求以及本質屬性，它是對人類本性的體現(xiàn)。

二、可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略需要低碳消費作保障?！凹葷M足當代人的需求，又不對后代人滿足其自身需求的能力構成危害的發(fā)展”是我們對可持續(xù)發(fā)展定義。人們在謀求發(fā)展的過程中需要權衡當代人與后代人的利益關系是可持續(xù)發(fā)展的要求。我們在發(fā)展的過程中，避免以犧牲后代人的利益來滿足當代人的發(fā)展需要。

三、應對氣候變化時對低碳消費提出的現(xiàn)實需求。有關數(shù)據(jù)表明，在上個實際中全世界的平均氣溫大約有0.6攝氏度的上升，這是歷史的最高值。全球氣溫的上升速度之快，引起了廣泛的關注。由于全球氣候變暖將直接導致海平面上升，水域面積增加以及沿海城市可能會消失等情況的發(fā)生。所以人們?yōu)榱四軌驊獙ξC，就需要大力的發(fā)展低碳經(jīng)濟，有效的減少碳排放量。

四、轉變經(jīng)濟的增長方式以及促進產(chǎn)業(yè)結構升級的動力就是實行低碳消費。生產(chǎn)的最終目的就是消費，我們可以清楚的知道生產(chǎn)的動力也是消費，產(chǎn)品只有在被消費者購買之后，生產(chǎn)者才能獲取一定的利潤。而低碳消費觀念的提出，應運而生的就是,生產(chǎn)者生產(chǎn)出新的產(chǎn)品，來滿足消費者的新需要。

消費者性別對低碳消費意愿的影響

根據(jù)有關數(shù)據(jù)調查，我們制得上面的表格，由表格可以知道，在性別對低碳消費意愿方面的影響中，相對而言男性比女性更了解以及注重低碳消費意識。我們調查中發(fā)現(xiàn)，對低碳消費行為影響這一方面中，女性在對出行工具進行選擇的時候和在對夏季空調溫度設定為多少度以及對垃圾進行分類等日常生活行為以及習慣中，比男性會做的好。而在對于今后是否會購買低碳產(chǎn)品以及購買該種產(chǎn)品會比同類產(chǎn)品付出額外費用的問題時，男性選擇購買的人數(shù)要多于女性。與此同時，我們在對周圍人們的低碳行為做出評價的時候，男性對周圍人的評價總體要略高于女性，但是在總體上而言，這二者之間并沒有較為明顯的差別，所以消費者的性別，對低碳消費意愿的影響并不大。

小小飛行員范文第2篇

摘要：多年來，隨著國民經(jīng)濟結構的深刻變化，中國能源供求關系發(fā)生了重大變化。未來幾十年內，需求的持續(xù)增加和供給受到諸多限制將是中國能源供求關系的基本走勢。為滿足未來幾十年國民經(jīng)濟持續(xù)快速增長和人民生活水平提高對能源的需求，中國必須立足于基本國情，從目前的發(fā)展階段出發(fā)，實施節(jié)能優(yōu)先、以技術替代為支點、能源來源多元化、國內開發(fā)與國際合作并重的國家能源戰(zhàn)略。

關鍵詞：能源；供求形勢；生產(chǎn)；消費

能源是國民經(jīng)濟發(fā)展的重要物質基礎。能源有效供給短缺是一個世界性的難題。作為發(fā)展中的大國，今后一個時期中國能源消費總量和人均消費量仍將有較大幅度增長。中國的能源供求走勢和能源戰(zhàn)略不僅關系本國現(xiàn)代化建設全局，而且對世界能源格局具有重要影響。

一、中國能源供求關系發(fā)生了重大變化

1990年以來，隨著國民經(jīng)濟結構的深刻變化，中國能源供求關系發(fā)生了重大變化，主要表現(xiàn)在四個方面：

(一)一次性能源由生產(chǎn)量大于消費量轉變?yōu)橄M量大于生產(chǎn)量，而且缺口呈不斷擴大趨勢

長期以來，中國一次能源生產(chǎn)量一直超過消費量。1992年首次出現(xiàn)消費量大于生產(chǎn)量。當年一次能源生產(chǎn)量為10.73億噸(標準煤，下同)，消費量10.92億噸，消費量超過生產(chǎn)量1914萬噸。1990—2000年，中國能源年生產(chǎn)量凈增2506萬噸，而同期能源消費量凈增3985萬噸。2000年以后隨著中國重化工業(yè)快速發(fā)展和城市化進程的加速，工業(yè)制成品出口大幅度增加，以及生活用能的增加，能源消費大幅度上升。2007年全國能源消費總量26.5億噸，比2000年增長91.6％。(詳見表1、圖1)

(二)資源稟賦相對豐裕的原煤和水電生產(chǎn)與消費比重均走過一個馬鞍型，核電從無到有，但所占比重尚小

1992年中國原煤產(chǎn)量達13.73億噸高峰后，一直持續(xù)減少，2000年不足10億噸(低于1990年的產(chǎn)量)，以后快速上升，2006年達23.6億噸。原煤占一次能源生產(chǎn)總量的比重由1990年的74.2％下降為2000年的72.0％，2006年上升到76.7％；占消費總量的比重由1990年的76.2％下降為2000年的67.8％，2007年又上升到69.5％(詳見表2)。水電、核電、風電等占一次能源生產(chǎn)總量的比重由1990年的4.8％上升為2001年的8.2％高峰后，2006年下降為7.9％；水電生產(chǎn)1990—2006年增長率為8.0％，低于火力發(fā)電10.3％的增長率，同期水電占全國發(fā)電量的比重由20.4％下降為15.2％。核電占全國發(fā)電量的比重1995年為1.27％，2000年為1.23％，2006年上升到1.9％。

(三)資源稟賦相對貧乏的原油生產(chǎn)量在20世紀末期達到巔峰后，增長后勁不足，但消費量持續(xù)上升

1997年中國原油產(chǎn)量達1.6億噸后，一直在1.6—1.7億噸之間徘徊，原油占能源生產(chǎn)總量的比重由1980年的23.8％下降為1990年的19.0％，2000年下降為18.1％，2006年下降為11.9％。1990年中國原油消費量11845萬噸，2000年達22439萬噸，2006年達3.5億噸，16年的平均增長率達7.2％；1990年中國原油生產(chǎn)量高出消費量2345萬噸，2000年低于消費量6139萬噸，2006年低于消費量近1.6億噸，其占國內能源消費總量的比重由1980年的20.7％下降為1990年的16.6％，以后一直持續(xù)上升，1997年超過20％，2002年上升到23.4％的峰值，2007年下降為18.3％(見表2)。

(四)原煤中間消費比重上升，原油中間消費比重下降，能源加工轉換效率有所提高

1990年中國原煤中間消費占消費總量的比重為39.1％，2006年上升為74.2％。其中，發(fā)電用煤占原煤消費量的比重由25.8％上升為49.6％。1990—2006年中國生活用煤和交通倉儲通訊業(yè)用煤分別減少50％和66.5％；占原煤消費量的比重分別下降12.3個百分點和1.7個百分點。1990年全國原油中間消費占消費總量的比重為14.2％，2006年下降為8.8％。同期中國各行各業(yè)原油消費量均有大幅度增長，其中生活消費和交通倉儲通訊消費量分別增長6.0倍和5.5倍，占原油消費總量的比重分別上升3.2個百分點和16.8個百分點；工業(yè)消費量雖由7322萬噸上升到1.5億噸，但占原油消費量的比重由63.75％下降為42.9％。1990年中國能源加工轉換總效率為67.2％，2006年上升為71.24％，其中發(fā)電及電站供熱轉換效率由37.34％上升為39.87％。

二、中國能源供求關系的未來走勢

未來幾十年內，需求的持續(xù)增加和供給受到諸多限制將是中國能源供求關系的基本走勢。

(一)能源消費將持續(xù)增加

21世紀最初幾十年，中國處于完成工業(yè)化、加快城市化發(fā)展時期。經(jīng)濟的發(fā)展和人民生活水平的提高對能源的需求將持續(xù)增加，將是中國特殊的發(fā)展階段所決定的不可逆轉趨勢。1990年代中國國內生產(chǎn)總值平均增長率為9.93％，能源消費量增長率為2.82％，10年平均能源消費彈性系數(shù)為0.28。其中，1990年一1996年為0.51；1997—2000年中國國內生產(chǎn)總值增長率為7.97％，而能源消費量基本沒有變化。這種能源消費狀況雖與亞洲金融危機、出口和國民經(jīng)濟增速下降有關，但也與中國產(chǎn)業(yè)結構調整、能源節(jié)約的結果有關。這種態(tài)勢不可能長期延續(xù)下去。2002年以后能源消費超速增加，也是階段性的，只是與中國重化工業(yè)高速發(fā)展階段的適應，不可能長期持續(xù)下去。2003年下半年以來的煤油電價格全面上漲，2004年全國能源消費彈性系數(shù)達1.59，既表明中國能源供給的相對緊缺，在一定意義上又是對以往數(shù)年持續(xù)能源消費超低速增加的某種恢復性增長。(詳見表3、圖2)。2006年中國能源消費24.6億噸標準煤，據(jù)潘家華等計算，同年出口制成品折合出口能源6.3億噸，人均能源消費1.87噸，比2000年增長74％。以中國國內生產(chǎn)總值增長率8.0％、能源消費彈性系數(shù)0.4～0.5推算，2020年中國的能源消費總量將達40億噸(標準煤)左右。屆時單位GDP能耗將為2006年的一半左右；人均能源消費3噸左右，比2006年增長60％。其中若原煤占65％，則中國原煤消費將達38億噸；若原油消費占20％，則中國原油消費量將達6億噸，為2006年消費量的170％。

(二)能源增加生產(chǎn)將受到多方面制約

一是能源資源稟賦的制約。原油是未來中國消費增長最快的優(yōu)質能源，但資源稟賦并不豐厚，已有的主力油田已進入衰退期，新的主力油田勘探、開發(fā)尚需時間，且具有很大的不確定性。二是能源產(chǎn)地與能源消費地距離較遠。中國的化學能源資源主要分布在中西部地區(qū)，而能源消費主要集中在東部沿海地區(qū)。這種能源產(chǎn)地遠離能源消費地的格局將增加能源運銷成本和風險。三是豐裕能源資源開發(fā)受到資本、技術、生態(tài)環(huán)境保護等制約。中國煤炭、水電、核電、風能、太陽能、生物能資源相對豐裕，但大規(guī)模開發(fā)既受技術、資金短缺的制約，又受生態(tài)環(huán)境保護以及其他社會因素的約束。如，中國原煤消費占世界的27％，是世界唯一以原煤為主要能源的大國。煤炭大量開采造成的地下水枯竭、地表沉陷、煤炭燃燒釋放大量的有害氣體等，又對生態(tài)環(huán)境構成威脅。又如，水電是清潔可再生能源。中國水電資源可開發(fā)量達3.9億千瓦，按開發(fā)利用率達50％計，每年相當于5.0億噸煤的發(fā)電量，但水電建設又面臨流域生態(tài)環(huán)境保護和物種保護、水庫移民合法權益保護等問題。四是能源開發(fā)的體制約束。能源開發(fā)是對自然資源的大規(guī)模開發(fā)，也是資金技術密集型產(chǎn)業(yè)，涉及國家與開發(fā)地區(qū)之間、開發(fā)地區(qū)與能源消費地區(qū)之間、企業(yè)與當?shù)鼐用裰g、能源生產(chǎn)企業(yè)與能源使用企業(yè)之間的多重利益關系。中國正在進行的體制改革和結構轉型及民營企業(yè)投資能力弱小和國有企業(yè)改革的滯后等因素，對中國加快能源開發(fā)建設構成體制。五是國際競爭的壓力。能源的穩(wěn)定供給關系到國家安全。國際政治經(jīng)濟和文化的競爭增加了中國從外部增加能源供給的不確定性。

三、中國能源的戰(zhàn)略選擇

中國是一個有13億人口且正在走向現(xiàn)代化的發(fā)展中大國，能源消費的增長不僅是中國特殊的發(fā)展階段的必然趨勢，而且是日益發(fā)展的經(jīng)濟全球化和國際分工的必然結果。為滿足未來幾十年國民經(jīng)濟持續(xù)快速增長和人民生活水平提高對能源的需求，中國必須立足于基本國情，從目前的發(fā)展階段出發(fā)，實施節(jié)能優(yōu)先、以技術替代為支點、能源來源多元化、國內開發(fā)與國際合作并重的能源戰(zhàn)略。

(一)節(jié)能優(yōu)先戰(zhàn)略

中國是能源資源相對匱乏的發(fā)展中大國，建設現(xiàn)代化必須節(jié)能優(yōu)先。一是建立節(jié)能型的消費方式，以較少的能源消費達到較高的生活水平。照搬美國等發(fā)達國家的能源消費方式，既于中國資源支撐能力所不允許，也有害于世界經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。如果中國的私人轎車達到美國的人均水平，帶給中國和世界的將是生態(tài)災難。二是建立節(jié)能型的產(chǎn)業(yè)結構和增長方式。中國“十一五”規(guī)劃提出單位GDP降低能耗20％、減少主要污染物排放10％的目標。目前生產(chǎn)用能占中國能源消費的近85％左右。能源供給不足將一直是中國工業(yè)化進程和作為世界工廠(車間)的瓶頸。淘汰高耗能產(chǎn)業(yè)、發(fā)展節(jié)能型產(chǎn)業(yè)，發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，努力降低產(chǎn)業(yè)能耗水平，提高單位能耗效率是中國節(jié)能戰(zhàn)略的主要方向。

(二)技術替代戰(zhàn)略

技術替代是未來中國能源供需平衡的戰(zhàn)略支點。目前中國多數(shù)產(chǎn)業(yè)部門耗能水平較高，在建材、建筑、冶金、電力、采掘、化工、汽車制造等主要耗能行業(yè)采用先進工藝裝備和新型節(jié)能材料，可以大大提高能源效率和減少污染。能源的綜合利用、單位能耗效率的提高及新的能源資源的勘察、開采水平的提高及新型能源的開發(fā)利用等，都離不開科學技術的創(chuàng)新和推廣。所以，技術替代戰(zhàn)略的實質就是以更多的科技創(chuàng)新投入換取能源的節(jié)省和高效利用。

(三)能源來源多元化戰(zhàn)略

從能源資源稟賦出發(fā)，中國以煤炭為主的能源結構將難以根本改變，但煤炭的開發(fā)和利用又不可能是無限的；原油在中國能源結構中比重的提高將受到資源儲量的嚴重制約。因此，中國的能源來源必須實現(xiàn)多元化，在考慮資源和環(huán)境承受能力的基礎上，既要努力開發(fā)煤炭、石油、天然氣等一次能源，又要大力發(fā)展水電，加快核電建設，因地制宜、因條件制宜地開發(fā)和推廣太陽能、風能、生物能等可再生清潔能源。

(四)國際合作戰(zhàn)略

能源資源稟賦和國際分工決定中國大規(guī)模進口原油具有不可逆性。適應經(jīng)濟全球化大趨勢，充分利用國際國內兩種資源、兩個市場，立足于國內能源開發(fā)，發(fā)揮比較優(yōu)勢，積極參與世界能源資源的開發(fā)，包括能源開采和能源利用的技術裝備和管理經(jīng)驗等方面的中外合作，同時以制成品國際貿易形式出口能源，是中國實現(xiàn)能源供求平衡的必然選擇。

小小飛行員范文第3篇

關鍵詞：城鎮(zhèn)化；能源消費；PSTR模型；非線性影響

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2016.12.08

中圖分類號：F205；F206 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409（2016）12-0034-04

Study on the Nonlinear Influence of Urbanization on Energy Consumption

――Based on the PSTR Model

LV Lianju， KAN Daxue

（School of Economics and Trade， Nanchang Institute of Technology， Nanchang 330099）

Abstract： The paper empirically studies on the Influence of urbanization on energy consumption by the PSTR model. Results show that the urbanization has obvious nonlinear effect on energy consumption. There are asymmetric characteristics of double threshold for effect of economic development level and economic openness degree on energy consumption effects of the urbanization， there is less for energy consumption effects of the urbanization in the higher and lower provinces of economic development level， this conclusion also applies to economic openness degree. Other conversion variables have only one position parameter， which divides provinces into two systems， the urbanization reduces total energy consumption in high industrial structure level of the high system， there is greater for energy consumption effects of the urbanization in high market factors distortion level of the high system， in the provinces for obvious technological progress， strict environmental regulation and high human capital， there is relatively great for the reduction effect of urbanization on energy consumption.

Key words： urbanization； energy consumption； PSTR model； nonlinear influence

引言

2014年，中國城鎮(zhèn)化率5477%，戶籍人口城鎮(zhèn)化率不到40%，結合世界其他發(fā)達國家城鎮(zhèn)化的發(fā)展經(jīng)驗，以及城鎮(zhèn)化固有的發(fā)展規(guī)律和中國的國情，未來一二十年內城鎮(zhèn)化將依然保持高速發(fā)展，這使得已經(jīng)出現(xiàn)的資源環(huán)境約束與能源供需矛盾將更加日益突出。那么如何在降低能源消費總量的同時，推進新型城鎮(zhèn)化，實現(xiàn)城鎮(zhèn)可持續(xù)發(fā)展，顯然是一個極具現(xiàn)實意義的問題。

目前，關于城鎮(zhèn)化對能源消費數(shù)量的影響，實證結果主要有正相關[1，2]、負相關[3-5]、非線性[6，7]和其他結論[8，9]。從這些研究可知：學者們多是利用線性模型實證分析，由于我國不同地區(qū)城鎮(zhèn)化與能源消費存在明顯的異質性，這些異質性可能致使城鎮(zhèn)化與能源消費之間存在非線性關系。個別文獻僅是采用面板門限回歸模型分析了非線性關系存在性，但該模型存在較為明顯的缺陷，即變量在閾值兩側瞬間實現(xiàn)不同狀態(tài)轉換，另上述文獻回歸中對于內生性問題，主要是利用系統(tǒng)GMM解決，但存在諸如參數(shù)估計結果有偏、檢驗統(tǒng)計量偏大等缺陷，且系統(tǒng)GMM法要求經(jīng)濟處于穩(wěn)態(tài)均衡附近，這不太符合我國現(xiàn)實情況。此外，上述文獻在研究時均是事先按照區(qū)位因素分為東、中、西部三組，這種分組是外生分組，而非根據(jù)研究對象的異質性信息進行的內生分組，可能致使分析結果出現(xiàn)偏誤。本文將基于1992～2013年29個省份面板數(shù)據(jù)①，使用面板平滑轉換回歸模型（PSTR）實證研究，允許回歸參數(shù)逐步、緩慢發(fā)生變化，能較好地刻畫截面異質性，可以克服內生性問題，同時避免外生分組所帶來的樣本量減小和分組標準武斷等不足。

2實證結果分析

21非線性檢驗

本文利用LM和LMF統(tǒng)計量對上述PSTR模型（1）至模型（7）進行非線性特征檢驗，檢驗結果如表1所示。從

①其中重慶并入四川，數(shù)據(jù)不全，舍去。

②公式為Kit=Iit/Pit+（1-δ）Kit-1，其中Iit為第i個省份第t年的全社會固定資產(chǎn)投資，Pit為固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（以1992年為100），δ為資本折舊率，采用國際上慣常的做法，將其設定為5%，至于初始年份1992年各省份的資本存量，本文通過下式求出Ki1992=Ii1992/（003+Zi），其中，Zi為第i個省份1992～2013年的GDP平均增長率。

中可知：7個模型的LM和LMF統(tǒng)計量在H0：r=0，H1：r=1時均拒絕了不含有異質性的線性模型假設，因此，選擇非線性PSTR模型是合適的，各轉換變量對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響存在明顯的非線性特征。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，模型（1）和模型（5）的最優(yōu)位置參數(shù)為兩個，模型（2）、模型（3）、模型（4）、模型（6）、模型（7）的最優(yōu)位置參數(shù)均為1個。

22估計結果

本文采用非線性最小二乘法（NLS）對模型（1）至模型（7）進行估計，但估計前需運用網(wǎng)格搜索法確定r和c的初始值，為了能確保構造的網(wǎng)格將最優(yōu)的初始值包含在內，首先，按照常規(guī)做法將r的初始值區(qū)間設為（0，50），再根據(jù)轉換變量數(shù)值將c的初始值區(qū)間設為（min{qit}，max{qit}）進行網(wǎng)格搜索，如果搜索到的最優(yōu)r和c值正好在網(wǎng)格邊界上，就擴大網(wǎng)格，重新搜索，直到搜索的最優(yōu)r和c值位于網(wǎng)格內部，然后將其作為初始值進行NLS估計。估計結果如表2所示。

從表2可知：7個模型的各變量回歸系數(shù)均通過了顯著性檢驗，表明城鎮(zhèn)化對各地區(qū)能源消費存在顯著的非線性影響，各地區(qū)的異質性使得城鎮(zhèn)化的能源消費效應在各省份存在明顯的差異性，轉換變量的存在使得城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)被分成了若干個體制，彈性系數(shù)在體制間平滑轉換。

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平與城鎮(zhèn)化能源消費效應。從模型（1）的估計結果可知：α0和α1分別為0368和-0243，平滑參數(shù)為1311，位置參數(shù)有兩個，分別為0977和6148，說明經(jīng)濟發(fā)展水平對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響具有雙門限的非對稱特征。當Dev位于0977～6148萬元之間時，模型處于中間體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為0368，即城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量提高0368個百分點；當Dev小于0977萬元或者大于6148萬元時，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為0125，即城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量提高0125個百分點。樣本中一半以上觀測值處于中間體制，共有357個，占觀測值總數(shù)的5595%。由于平滑參數(shù)為1311，說明城鎮(zhèn)化對能源消費的影響隨經(jīng)濟發(fā)展水平的變化在體制間平滑轉換，變化速率為1311。模型（1）的估計結果也表明，在其他條件不變情況下，經(jīng)濟欠發(fā)達和發(fā)達地區(qū)城鎮(zhèn)化對能源消費的正面影響較小，中等經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)城鎮(zhèn)化對能源消費的正面影響則較大。以2013年為例，北京、天津、內蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江經(jīng)濟發(fā)展水平較高，人均GDP均超過了6148萬元，處于外體制，而其他省份均處于中間體制。說明大部分省份亟需轉變經(jīng)濟增長方式，提高城鎮(zhèn)化質量，降低能源消費效應。

（2）產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)化能源消費效應。從模型（2）的估計結果可知：α0和α1分別為0496和-0662，平滑參數(shù)為1122，位置參數(shù)1個，為0473，將模型分為兩個體制，當Str小于0473時，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為0496，表明第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重低于0473時，城鎮(zhèn)化增加了能源消費總量，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量提高0496個百分點；當Str大于0473時，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為-0165，表明第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重高于0473時，城鎮(zhèn)化對能源消費產(chǎn)生的是負面影響，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量下降0165個百分點。其中樣本小部分觀測值處于高體制共有44個，占觀測值總數(shù)的690%。隨著產(chǎn)業(yè)結構的變化，城鎮(zhèn)化對能源消費的影響在高低體制間平滑轉換，變化速率為1122。進一步分析可知，2013年北京、天津、上海、浙江、廣東、海南服務業(yè)比重較高，均超過了0473，處于高體制，城鎮(zhèn)化降低能源消費總量，其他省份則均處于低體制，城鎮(zhèn)化提高了能源消費總量。

（3）技術進步與城鎮(zhèn)化能源消費效應。從模型（3）的估計結果可知：α0和α1分別為-0121和-0138，平滑參數(shù)為1052，位置參數(shù)為1個，C=4785，說明技術進步對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響為負，即技術進步有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費總量。位置參數(shù)c將模型分為兩個體制，當Tec小于4785時，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為-0121，當Tec大于4785時，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為-0258；由于平滑參數(shù)為1052，城鎮(zhèn)化對能源消費的影響隨技術進步的變化在高低體制間平滑轉換，變化速率為1052。其中小部分觀測值處于高體制，共有46個，占觀測值總數(shù)的721%。2013年北京、天津、內蒙古、遼寧、上海、江蘇、浙江、山東、湖北、廣東由于研發(fā)投入較多、金融發(fā)展水平較高、知識產(chǎn)權保護力度較大，這些省份技術進步較快，致使城鎮(zhèn)化減少能源消費的彈性系數(shù)較大，處于高體制；其他省份技術進步較為緩慢，城鎮(zhèn)化減少能源消費的彈性系數(shù)較小，處于低體制。

（4）環(huán)境規(guī)制與城鎮(zhèn)化能源消費效應。模型（4）估計結果表明：環(huán)境規(guī)制對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響為負，即環(huán)境規(guī)制有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費總量。位置參數(shù)C=0001，將模型分為高低兩個體制，隨環(huán)境規(guī)制的變化，城鎮(zhèn)化對能源消費的影響在高低體制間平滑轉換，變化速率為1933。其中觀測值處于高體制共有455個，占觀測值總數(shù)的7132%。2013年北京、天津、黑龍江、上海、廣東、江西、四川、云南處于低體制，這些省份可能由于環(huán)境規(guī)制強度較高，倒逼城鎮(zhèn)化進程中的企業(yè)進行技術研發(fā)，提升產(chǎn)品結構，減少了高能耗產(chǎn)品生產(chǎn)，以及倒逼了各地方政府在城鎮(zhèn)化進程中優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，避免本地區(qū)成為高能耗產(chǎn)業(yè)轉移場所，這致使城鎮(zhèn)化降低能源消費總量的影響較大；其他省份則處于高體制，環(huán)境規(guī)制強度較弱，這些省份在城鎮(zhèn)化進程中更多地表現(xiàn)為高污染、高能耗、資源型特征，走的是高投入后節(jié)能的道路，致使各省環(huán)境規(guī)制對城鎮(zhèn)化降低能源消費總量的影響較小。

（5）經(jīng)濟開放程度與城鎮(zhèn)化能源消費效應。模型（5）估計結果表明：位置參數(shù)有兩個，分別為0041和0549，說明經(jīng)濟開放程度對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響具有雙門限的非對稱特征。當Ope位于0041～0549之間時，模型處于中間體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為0093。當Ope小于0041或者大于0549時，模型處于外體制，城鎮(zhèn)化對能源消費影響的彈性系數(shù)為00267。其中觀測值處于中間體制和外體制的分別有533個和105個，占觀測值總數(shù)的8354%和1646%。同時由于平滑參數(shù)為1193，說明城鎮(zhèn)化對能源消費的影響隨經(jīng)濟開放程度變化在體制間平滑轉換，變化速率為1193。模型（5）的估計結果也表明，在其他條件不變情況下，經(jīng)濟開放程度較高和較低地區(qū)分別由于外貿外資質量較高和金額很小，致使城鎮(zhèn)化進程中能源消費效應較小，中等經(jīng)濟開放程度地區(qū)外貿質量不高，外資質量也較低，在城鎮(zhèn)化進程中多是從事低端產(chǎn)品出口和外資多進入非技術密集型行業(yè)，致使城鎮(zhèn)化的能源消耗效應較大。2013年，處于外體制的北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東的城鎮(zhèn)化能源消費效應較小，而其他省份均處于中間體制，城鎮(zhèn)化的能源消費效應較大。

（6）要素市場扭曲與城鎮(zhèn)化能源消費效應。從模型（6）估計結果可知：要素市場扭曲對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響為正。位置參數(shù)C=0248，將模型分為高低兩個體制，隨要素市場扭曲程度的變化，城鎮(zhèn)化對能源消費的影響在高低體制間平滑轉換，變化速率為1006。其中大部分觀測值處于高體制，共有562個，占觀測值總數(shù)的8809%。2013年北京、天津、遼寧、浙江、黑龍江、山西、吉林、寧夏、甘肅、青海、云南處于低體制，要素市場扭曲程度較低，城鎮(zhèn)化對能源消費總量的提高效應較小，其他省份處于高體制，要素市場扭曲程度較高，不利于城鎮(zhèn)化進程中能源利用效率提升，導致城鎮(zhèn)化對能源消費總量的提高效應較大。

（7）人力資本與城鎮(zhèn)化能源消費效應。從模型（7）的估計結果可知：α0和α1分別為-0148和-0160，平滑參數(shù)為1265，位置參數(shù)為1個，C=9013，說明人力資本對城鎮(zhèn)化能源消費效應的影響為負，即人力資本有助于城鎮(zhèn)化降低能源消費總量。位置參數(shù)c將模型分為兩個體制，當Hum小于9013時，模型處于低體制，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量下降0148個百分點；當Hum大于9013時，模型處于高體制，城鎮(zhèn)化水平提高1個百分點，能源消費總量下降0308個百分點。由于平滑參數(shù)為1265，說明城鎮(zhèn)化對能源消費的影響隨人力資本的變化在高低體制間平滑轉換，變化速率為1265。其中59個觀測值處于高體制，占樣本數(shù)的925%。2013年北京、天津、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、廣東、湖北、陜西、新疆平均受教育程度較高，處于高體制，這些省份人力資本通過促進技術研發(fā)、擴散和溢出吸收等途徑，提高了城鎮(zhèn)化進程中能源利用效率，致使城鎮(zhèn)化對能源消費總量的降低效應較大；其他省份處于低體制，城鎮(zhèn)化對能源消費總量的降低效應較小。

3政策建議

依據(jù)上述實證結論，提出以下政策建議：一是大力發(fā)展經(jīng)濟，轉變經(jīng)濟增長方式，提高城鎮(zhèn)化質量，在擴大進出口貿易和注重引進外資數(shù)量的同時，提高外貿外資的質量，盡快努力縮短經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟開放程度較低省份處于中間體制的時間，使中等經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟開放程度的省份進入外體制中，進而降低城鎮(zhèn)化進程中的能源消費效應；二是大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是現(xiàn)代服務業(yè)，推進產(chǎn)業(yè)結構升級，使處于低體制的省份進入高體制中，進而達到城鎮(zhèn)化降低能源消費總量的作用；三是減少政府干預和管制，推進和深化戶籍制度、檔案制度、金融制度、財稅制度、資源性產(chǎn)品價格定價機制改革，以降低勞動力、資本、土地和資源要素市場扭曲程度，推進要素市場市場化進程，使處于高體制的省份進入低體制中，進而降低城鎮(zhèn)化進程的能源消費效應；四是加大研發(fā)和人力資本投入，同時加強知識產(chǎn)權保護，以促進技術進步、技術擴散和技術溢出吸收，使得低體制的省份進入高體制中，同時加大宣傳，提高人們環(huán)保意識，完善并嚴格執(zhí)行環(huán)境規(guī)制，使高體制的省份進入低體制中，從而更好地發(fā)揮城鎮(zhèn)化降低能源消費的作用。

參考文獻：

[1]馬珩.中國城市化和工業(yè)化對能源消費的影響研究[J].中國軟科學，2012（1）：176-182.

[2]Zhao Y B， Wang S J.The Relationship between Urbanization， Economic Growth and Energy Consumption in China： An Econometric Perspective Analysis[J]. Sustainability， 2015，7（5）： 5609-5627.

[3]Hori s， Kondo K， Nogata D， et al. The Determinants of Household Energy-saving Behavior： Survey and Comparison in Five Major Asian Cities[J]. Energy Policy，2013，52（s3-4）：354-362.

[4]Khansari N， Mostashari A， Mansouri M. Conceptual Modeling of the Impact of Smart Cities on Household Energy Consumption[J]. Procedia Computer Science.2014，28（28）：81-86.

[5]Sadorsky P.The Effect of Urbanization and Industrialization on Energy Use in Emerging Economies： Implications for Sustainable Development [J]. American Journal of Economics and Sociology， 2014， 73（2）：392-409.

[6]王子敏，范從來.基于倒N形庫茲涅茨曲線的城市化能耗拐點研究[J].中國地質大學學報（社會科學版），2013（2）：15-22.

[7]劉江華，邵帥，姜欣.城市化進程對能源消費的影響：我們離世界水平還有多遠？――基于國內和國際數(shù)據(jù)的比較考察[J].財經(jīng)研究，2015（2）：111-122.

[8]梁朝暉.城市化不同階段能源消費的影響因素研究[J].上海財經(jīng)大學學報，2010（5）：88-96.

小小飛行員范文第4篇

中晚期原發(fā)性非小細胞肺癌的前瞻性研究 

治療后生存率 生存期從患者在住院治療之日起至死亡或末次隨診時間(觀察至1998年8月20日止),統(tǒng)計治療后6個月,1年,2年,3年生存率及中位生存期,用Long Rank檢測法進行統(tǒng)計分析,兩組有顯著差別,博生癌寧組療效優(yōu)于對照組(詳見表1，2，3)。

表1 博生癌寧治療中晚期肺癌的生存率(%)

分 組 0.5年 1年 2年 2.5年 中位生存期

博生癌寧組 0.867 0.667 0.267 0.033 465天 

對 照 組 0.60 0.333 0.133 0 204天

X2=4.38；p<0.05

表2 中晚期肺癌兩組治療后的生存率

分 組 總例數(shù) 觀察>1年 生存>1年 治療后1年生存率 中位生存率

博生癌寧組 30 22例 13例 53.84% 323.5天

對 照 組 32 21例 5例 23.8% 192天

表3 博生癌寧治療后各種癌癥分布及生存情況

生 存 期

癌種 例數(shù) 1年 1－3年 3－5年 10－16年 

例數(shù) 例數(shù) 例數(shù) 例數(shù)

食管癌 30 8 6 7 9

胃癌 35 2 10 14 9

肺癌 30 4 9 11 6

肝癌 20 8 0 8 4

腸癌 8 1 5 1 1

鼻咽癌 15 9 2 3 1

宮頸癌 10 2 4 2 2

膀胱癌 10 2 6 0 2

其他癌癥 28 5 10 9 4 

治療后病灶變化,按照WHO抗腫瘤藥物療效通用標準評定。以患者入院治療前后胸片進行對照比較,以"部分緩解", "穩(wěn)定", "惡化"進行療效評定,見表4。提示博生癌寧組治療后穩(wěn)定瘤灶的療效明顯優(yōu)于對照組。

表4 博生癌寧與對照組治療后病灶變化

組 別 例數(shù) 部分緩解 穩(wěn)定 惡化 穩(wěn)定率 P值 中位穩(wěn)定期

博生癌寧組 30 1 26 3 90% <0.05 6月

對 照 組 30 0 19 11 63.33% <0.05 3月

主要癥狀變化 觀察肺癌的咳嗽,痰血,胸痛,發(fā)熱,納差等癥狀治療前后的變化,博生癌寧組治療后好轉均較對照組顯著。

治療前后生活狀態(tài)評定 于治療前后按Karnofsky生活質量分級標準進行評定,肺鱗癌化療組治療后生活狀態(tài)較治前明顯降低(P<0.01), 博生癌寧組治療后基本穩(wěn)定,見表5。

表5 治療前后生活質量評價(Karnofsky評分法)

例 治療前 治療后

組 別 t值 p值

數(shù) X±SE X±SE

博生癌寧組 30 76.33±1.1227 74.17±3.8513 0.552 >0.05

對 照 組 30 73.67±1.9316 56.5 ±5.4571 3.656 <0.001

治療前后免疫,生化指標的變化為探討中晚期肺癌患者的免疫狀態(tài),博生癌寧對機體免疫狀態(tài)的影響,以及博生癌寧治療中晚期肺癌的作用機理,我們以巨噬細胞吞噬活性測定,NK細胞活力測定等作為檢測指標,對隨機分為兩組的病例,進行治療前后檢測,實驗結果如下:

1、巨噬細胞吞噬活性試驗:用皮膚發(fā)泡取吞噬細胞，吞噬細胞法測定肺癌患者的吞噬功能。博生癌寧組患者治療后吞噬功能明顯高于治療前(P<0.01),對照組治療后略低于治療前,但無統(tǒng)計學意義,見表6。

2、NK(Natural killer cell )細胞活力測定:從表7可見,博生癌寧組患者治療后NK細胞活力明顯高于對照組,顯示了博生癌寧治療后可明顯提高中晚期肺癌患者的NK細胞的殺傷作用,并隨服藥時間適當延長而活性相應提高。

表6 治療前后巨噬細胞吞噬活性變化

組 別 項目 例數(shù) 治療前 治療后 t值 p值

X±SE X±SE

吞噬率 30 41.10±3.3581 53.33±2.5732 4.560 <0.01

博生癌寧組

吞噬指數(shù) 30 0.45±0.0353 0.61±0.0290 4.268 <0.01

吞噬率 29 44.17±3.3389 48.38±3.0083 1.350 >0.1

對 照 組

吞噬指數(shù) 28 0.0589±0.0381 0.5554±0.0377 0.9957 >0.3

表7 治療前后NK細胞活性的影響

用藥前平均 用藥后平均攻擊百分比%±SD

組 別 攻擊百分比 P值

%±SD 三周 六周 

博生癌寧組 33.95±15.79(35例) 46.97±18.80(24例) 53.82±17.37(18例) <0.01

對 照 組 36.91±17.40(24例) 38.92±16.8(16例) 40.40±21.86(12例) <0.01

小 結

從本文隨機分組對照治療的臨床資料中,可見博生癌寧治療晚期原發(fā)性非小細胞肺癌有以下作用:

一、延長患者生存期:晚期肺癌博生癌寧組治療后1年,1.5年,2年,2.5年生存率,分別為66.7%,26.7%,13.3%及時性3.3%,中拉生存期為465天;化療組治療后1年,1.5年和2年的生存率分別33.3%,13.3%和3.3%,中位生存期204天,經(jīng)統(tǒng)計學分析,兩組差異顯著(P<0.05),博生癌寧組療效優(yōu)于對照組療效。顯示了博生癌寧治療有延長晚期肺癌患者生存期作用。

二、具有緩解和穩(wěn)定癌灶作用:博生癌寧治療晚期肺癌,部分緩解和無變化27/30例,穩(wěn)定率為90%,中數(shù)穩(wěn)定期為6個月,對照組治療后則為19/30例,穩(wěn)定率為63.3%,中數(shù)穩(wěn)定期3個月。晚期肺腺癌中藥治療后部分緩角及穩(wěn)定期為6個月;化療組則為19/32例,穩(wěn)定率為59.38%,中數(shù)穩(wěn)定期為3個月,兩組有顯著性差異(P<0.05),說明博生癌寧穩(wěn)定癌灶的療效優(yōu)于對照組。

三、提高患者的生存質量:我們以生活狀態(tài)評分,肺癌常見癥狀的治療前后變化來反映生存質量。博生癌寧治療后癥狀改善者多,生活狀態(tài)基本穩(wěn)定。而對照組治療后生活狀態(tài)明顯下降。說明博生癌寧有提高晚期肺癌的生存質量的效果。

四、調整機體免疫功能:博生癌寧組治療后巨噬細胞吞噬活性NK細胞活性顯著升高。表明了博生癌寧具有提高晚期肺癌的免疫功能,尤其是提高免疫活性細胞功能的作用,也有助于體液免疫的調節(jié)。因此,博生癌寧治療晚期肺癌的作用機理之一,可能與調整機體的免疫功能,增強體內的抗癌能力有關。

主要參考文獻

[1] 徐昌文等主編：《肺癌》第1版，上海，上海科學技術出版社，1982年，第20，117，142，162－168頁

[2] 孫燕：肺癌的化學治療和綜合治療，《腫瘤防治研究》

（2）1984：108

[3] 國際抗癌聯(lián)盟主編：《臨床腫瘤手冊》，北京，科學出版

社，1984年，第116－118、178、185－186頁

[4] 上海中醫(yī)學院龍華醫(yī)院：中醫(yī)辨證治療支氣管肺癌200

例療效觀察，《新醫(yī)藥學雜志》（10）：197720

[5] 劉嘉湘：辨證治療原發(fā)性肺癌310例療效分析，《上海

中醫(yī)藥雜志》（10）1985：3

[6] 國際抗癌聯(lián)盟：肺癌TNM分級定義及分期標準，《中華

腫瘤雜志》（1）1981：30

[7] Dritish Journal of Cancer [1977]35:1

[8] 張志義、孫燕：《惡性腫瘤化學治療學》，上海，上?？?/p>

學技術出版社，1981年，第380頁

[9] 夏炎興等：中醫(yī)扶正治療對肺癌患者天然殺傷細胞活性

的影響，《腫瘤》（2）1980：81

[10]陳詩書等：腫瘤病人的免疫調整和重建（一），《上海醫(yī)

學》（9）1978：81

[11]王正昌等：肺癌患者三種虛證類型的治療生存期與血漿

環(huán)核苷酸水平的關系，《中西醫(yī)結合雜志》（1）1984：23

[12]陳煜清等：癌患者血清唾液酸含量變化與癌的消滅．復

小小飛行員范文第5篇

【關鍵詞】個性化護理；小兒；支原體肺炎；

支原體是介于細菌和病毒之間的微生物，其結構特點是無細胞壁，易侵犯呼吸道、泌尿道的黏膜，通過細菌濾器吸附于黏膜表面，對宿主細胞有特殊的親和性，其潛伏期長，發(fā)作無季節(jié)性[1]，侵犯肺部時，臨床以發(fā)熱、刺激性咳嗽、乏力為主要癥狀，嚴重者影響中樞神經(jīng)系統(tǒng)。因小兒免疫能力低下，上呼吸道感染時，易使?jié)摲闹гw發(fā)生病變，為保證預后，除正常的對癥治療外，個性化護理也是重要的輔助治療手段，本文以此為研究課題，將經(jīng)驗總結如下：

1資料與方法

1.1一般資料 觀察組選擇2012年4月-2014年4月，小兒支原體肺炎患者90例，符合小兒支原體肺炎診斷標準[2]。包括男62例，女28例；年齡1.3-8歲，平均5.3歲；病程2-14天，平均6.5天。對照組選擇同期同病患者40例，包括男22例，女18例；年齡1.5-8歲，平均5.7歲；病程3-12天，平均6.1天。兩組患兒的性別、年齡等差異無統(tǒng)計學意義。

臨床癥狀：刺激性咳嗽，有或無發(fā)熱，無痰，無其它上呼吸道感染癥狀。

輔助檢查：胸片：有點、片或絮狀模糊陰影。血液檢查：血清支原體抗體陽性。

1.2方法 治療方法：常規(guī)方法抗感染、解痙平喘、降溫、吸痰、霧化吸入等治療。在治療基礎上，配合個性化護理，以用藥護理為主，配合保持呼吸道通暢，根據(jù)癥狀不同，加強降溫護理、神經(jīng)護理、飲食護理和對家長和患兒的健康指導，觀察各癥狀緩解時間和不良反應發(fā)生率。

1.3統(tǒng)計學方法 應用SPSS13.0進行數(shù)據(jù)分析，計量資料用標準差（±s）表示，組間比較用t檢驗，計數(shù)資料用%表示，組間比較用x2檢驗，p

2結果

2.1兩組患兒均治愈出院。

2.2各癥狀緩解時間 觀察組體溫恢復時間（2.11±0.13）d，氣促消失時間（3.05±1.05）d，肺音消失時間（5.61±1.23）d，咳嗽消失時間（5.13±1.17）d；對照組體溫恢復時間（3.47±0.53）d，氣促消失時間（5.31±1.25）d，肺音消失時間（7.87±1.13）d，咳嗽消失時間（9.01±0.77）d；組間比較，t值分別是0.703、0.117、0.345、0.264，p

2.3不良反應發(fā)生率 觀察組90例發(fā)生4例，發(fā)生率4.44%，對照組40例發(fā)生6例，發(fā)生率15%，x2=0.282，p

3討論

從結果看，觀察組各癥狀緩解時間比對照組短，不良反應發(fā)生率比對照組低，兩組治療方法相同，入選患者一般資料無明顯差異，說明觀察組護理方法有效，其護理措施如下：

3.1用藥護理：選擇治療支原體的敏感抗生素，用大環(huán)內酯類藥品，針對此類藥物易引發(fā)惡心、嘔吐等消化道癥狀，可先進食再輸液，滴注時輸液速度控制在8 -12滴/min，適當補充維生素止吐[3]。

3.2護理：保證患兒病房溫度濕度適宜，幫助患兒擺放適合的，并經(jīng)常更換，較小患兒采用懷抱方式，如出現(xiàn)喘憋、呼吸困難等異常反應，防低氧血癥，馬上低濃度吸氧改善肺部淤血。

3.3呼吸道護理：及時清楚口鼻內分泌物，定時拍背排痰，較大患兒指導其有效咳嗽，較小患兒采用霧化吸入方式稀釋痰液，便于咳出。如果有口腔潰瘍，用呋喃西林液湫口。教孩子咳嗽時用手帕捂住口鼻，以免痰菌在空氣中傳播。

3.4飲食護理：合理搭配飲食，以蛋白質、維生素和熱量豐富的流食或半流食為主，注意加綠色的蔬菜，提高免疫能力。飲用水中加金銀花等清熱解毒的中藥，每次喂食后，用溫開水清潔口腔，鼓勵患兒多飲水，必要時吸痰。

3.5發(fā)熱護理：實時監(jiān)測體溫，防止體溫變化過高，出現(xiàn)高熱驚厥。如果體溫偏高，先物理降溫，降溫不佳再用退熱藥物，體溫下降時嚴防受風受涼，注意清潔皮膚。開始時每半小時測試一次體溫，體溫穩(wěn)定后每兩小時測試一次，之后每六小時測試一次[4]。

3.6心理護理和健康教育：對患兒和家長進行心理護理，注意多交流和安撫，減輕焦慮、恐懼，給家長介紹護理要點，指導家長督促患兒積極配合檢查和治療，合理安排飲食，帶患兒進行適當?shù)捏w能鍛煉，增強體質，從根源上改善呼吸功能。日常外出有氣溫驟變時，適當增減衣物，定期健康檢，按時接種疫苗。

3.7神經(jīng)護理：如患病期間出現(xiàn)抽搐說明支原體已影響神經(jīng)系統(tǒng)，為防患兒咬傷自己，發(fā)作抽搐時為患兒戴上牙墊，注射鎮(zhèn)靜類藥物。

綜上，為助于患兒肺功能恢復，除對癥治療外，人性化護理是保障呼吸道暢通，降低不良反發(fā)生率的重要保證，值得臨床推廣。

參考文獻

[1]高菊芹.小兒支原體肺炎85例護理體會[J].中外醫(yī)學研究，2011，9（11）：82-83.

[2]徐莉，趙小娟，張宗菊.個性化護理干預對小兒肺炎支原體感染的效果評價[J].中國醫(yī)藥指南，2013，11（9）：70-71.