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驚蟄的詩句范文1
全文：有志者事竟成，破釜沉舟，百二秦關終屬楚；苦心人天不負，臥薪嘗膽，三千越甲可吞吳。
這是一副自勉聯，他的出處有三個：
1、吳恭亨（清）《對聯話》記載，此聯為抗清名將金聲（字正希）所作。
2、鄧文濱（清）《醒睡錄》記載，此聯為前明孝廉胡寄垣所作。
驚蟄的詩句范文2
1、活動目的
志愿者在奧運會上的作用是有目共睹的，他們所展示的精神是我們所驕傲的，作為新世紀的大學生，未來國家建設棟梁的我們，我們難道不應該向他們學習嗎，為志愿者事業貢獻自己的力量。就以這國際志愿者日的機會我院青年志愿者協會組織了這次環保知識競賽，這樣我們才能更好的宣傳志愿者，使我們的學子可以更好的在將來的工作中為我國的奉獻事業做出自己應有的貢獻。
2、活動原則
公平、公證、公開原則，自愿原則。
二、活動時間和地點：
待定
三參賽人員
本協會的所有成員
四、賽前宣傳：
協會在活動之前以海報的形式做好相關的宣傳工作。，各部部長統計本部門報名人數并填報名表，統計完后交給部長，部長交于秘書部進行分組
五、競賽流程：
組織部提前布置好競賽現場，為每個小組設一名記分員并組織參賽隊員和觀眾進入比賽現場。
第一環節：個人必答題
每個小組的各隊員以抽簽形式確定首次答題順序后依次回答。
本環節的成績為個人成績，每位隊員賽前都有60分基準分，每位隊員必須答完屬于自己的4道題，每題10分，答對在基準分上加10分，答錯不得分也不扣分。每位隊員分別答完第一題后再答第二題，四道題均答完后完成第一個環節比賽。
第二環節：小組選答題
本環節和下一環節的基準總分為60分。本環節各組得到的試題可以回答也可以放棄，答對得相應的分數，答錯則扣除相應的分數，放棄不得分也不扣分。各小組得到試題后在規定的時間內商量好確定答案后由代表說出答案。
第三環節：難度命運題
本環節試題難度較前兩環節有相應的難度。本環節答題方式和分數規則與上一環節相同。
八、獎項設置：
本次競賽設一等獎、二等獎、三等獎和優秀獎，最終獲獎的3人組合將獲得校級獲獎證書（每人一證）。
六、決賽現場觀眾互動：
決賽的每個環節之后均有兩次抽獎活動。以觀眾所在作為坐標為抽取對象。所有參與觀看決賽的同學均有機會成為幸運觀眾，并贏得精美禮品（包括小型音箱，精美相框，錢包，手套，30元移動手機沖值卡和棒球帽）
七、可行性分析：
1、大學生團體是當今社會的領軍人物，這個團體素質的好壞在一定程度上會影響整個社會的風氣，因此我們有責任也有義務培養當代大學生的奉獻意識。我們希望通過這個活動先帶動一批人，而這些人就是我協會的成員，因此活動的影響面和影響力都足夠大。
3、此次活動旨在進一步提高廣大大學生對志愿者，和奉獻的認識，號召廣大學生奉獻自己。
4、以競賽的形式舉辦此次活動，可以充分調動同學參加的積極性、積極地投入到比賽的準備工作中，同時也擴大了同學們對志愿者的了解。
5、以競賽的形式舉辦形式并不復雜，所需資金也不多，但在全校大學生中的影響力卻很大
。
八、資金預算：
幸運觀眾禮品：110元
打印各種宣傳資料：30元
復印試卷：待定（根據報名人數確定）
驚蟄的詩句范文3
本意見適用于列入本市現代企業制度改革試點，并具備一定條件的企業。
二、經營者的界定
經營者指對企業資產保值增值負有責任的主要經營管理者，包括企業法定代表人（董事長或執行董事）和總經理。
三、經營者實行年薪制應遵循的原則
1、貫徹按勞分配原則，在考核工作實績的基礎上，體現多勞多得。
2、堅持責任、風險、利益相一致，經營者年薪收入水平體現其經營的成果、所負的責任和承擔的風險，特別是要與國有資產保值相聯系。
3、經營者收入與企業職工內部分配相分離，并實行先考核，后兌現。
四、經營者年薪收入的組成
經營者年薪收入由基薪和加薪兩部分組成。
基薪是指經營者的責任收入，主要根據企業經營規模、經營責任等因素綜合確定。加薪是指經營者成果收入，主要根據企業的資產所有者權益和經營損益情況確定。
五、經營者年薪標準的確定
基薪在2－5萬元幅度內按企業經營資產規模分檔劃分。
未達到國有資產保值目標的，應視情扣減經營者基薪。
加薪根據企業國有資產增值（國有資產保值增值率＝期末國家所有者權益/期初國家所有者權益×100％）和國有資產經營效益（即凈資產收益率、總資產收益率、成本費用利潤率）增長情況，在相當基薪水平的1倍以內確定。經營業績突出的經營者，加薪水平可適當提高，但不應超過基薪水平的3倍。董事長或執行董事主要考核國有資產增值情況，總經理主要考核經營實績。
具體辦法和標準由各委辦根據上述原則，兼顧行業特點制定，并報送市勞動局和市現代企業制度改革試點辦公室批準。
六、經營者年薪的支付
經營者年薪經監事會或監事會委托有關中介機構審計后兌現，并采取基薪分月預發，任期終結后結算的辦法。
基薪按月預發部分，根據年基薪額的十二分之一支付。
加薪部分每年預發80％。在經營者任期終結、經審計后結算。其水平，董事長或執行董事須經股東會通過，總經理由董事會決定。
七、經營者年薪的列支
經營者基薪列入企業工資總額，加薪在未分配利潤中支付，不計入企業工資總額，單列統計。
經營者年收入的結果應報市勞動局、市國資辦、市財政局備案。其中，市委管理干部還須報市委組織部備案。
八、其他事項
1、經營者不得在本企業獲取基薪及加薪以外的其它收入。
2、未經批準，經營者不得兼職兼薪。
驚蟄的詩句范文4
精神障礙患者拒食行為日益受到人們的關注。本文對自2003年～2005年間在我院住院的有拒食行為的132例患者的臨床資料進行分析，提出拒食行為的護理對策。
1 臨床資料
132例拒食患者均為我院住院患者，分別符合CCMD-3關于各自疾病種類的診斷標準且均處未緩解期。其中男78例，女54例；年齡16-58歲，其中14-40者94例，40-58者為38例；病程6天-18年，平均9.2年，其中2年內者13例，2-5年者33例，5-10年者49例，10年以上者37例。
2 結果
2.1 拒食一般特征分析見表1。
2.2 疾病種類與拒食 本組住院患者主要為精神分裂癥和抑郁病人，占71.97％，其次分別為癔癥、反應性精神障礙、酒精性精神障礙及腦器質病人，總占28.03％，見表2。
2.3 拒食原因 受精神癥狀(如幻覺、妄想)支配導致拒食者62例，木僵狀態者35例，情緒抑郁者21例，意識障礙者14例。見表3。
2.4 拒食前情緒行為變化 49例患者拒食前有情緒變化，占37.12％，無明顯變化或情緒變化后拒食者83例，占62.88％。見表4。
3 護理對策
在日常工作中，當發現患者有情緒行為變化時要積極進行干預，防止出現意外或盡量阻止拒食的發生。一旦出現拒食(或患者入院前就始拒食)，就要認真對待。分析不同拒食原因，采取相應的護理對策，精心護理(包括心理護理)，使患者早日康復。現針對不同拒食原因，提出以下護理對策。
3.1 受幻妄支配和影響者 密切觀察患者的言語、表情、行為動作等病情表現，以掌握幻覺出現的次數、時間、內容及相應的反應，一旦出現拒食，在治療的同事，給予勸食、喂食或鼻飼。盡快掌握患者的妄想內容，要以談心的方式接近患者，并關心其生活，使其解除顧慮，爭取合作。被害妄想者可采取集體進餐的辦法，讓患者進食，以解除疑慮，達到進餐的目的。對自罪妄想的患者，可勸喂飲食或將飯菜攪拌在一起，讓其誤以為是殘食剩菜，有時可吃下。
3.2 木僵狀態者 病室環境應安靜舒適，盡量安置在易觀察的房間，重點護理?；颊咭股钊遂o活動時，護理人員應密切觀察，注意其安全，不要驚動患者。對此類患者，應提前將食物置其窗前，患者起床時有可能進食。拒食者應給予鼻飼高蛋白、高熱量、高維生素的混合奶。能進食者，盡量耐心喂食，保證水分和營養物質的攝入。
3.3 抑郁狀態者 將患者安置在易于觀察的病室內，嚴密觀察患者的病情變化及某些異常言談和行為表現。安排有規律的生活，對不能主動進食者，要督促進食，努力增進患者食欲。拒食者必要時給予鼻飼，保證營養供給入量。同時做好心理護理，改變其精神狀態，提高其對生活的興趣。
驚蟄的詩句范文5
[關鍵詞]交易者結構；單位根；協整；格蘭杰因果檢驗
[中圖分類號] F832.5［文獻標識碼］ A
[文章編號] 1673-0461(2008)07-0068-05
一、引 言
20世紀60年代末，德姆塞茨（H.省略info.省略）。
參照中國登記結算有限責任公司的《業務統計月報》中的統計口徑，本文中N0和N1的含義分別如下：
N0：開戶的自然人總數的變化額；
N1：一般機構、證券公司、證券投資基金、社會保障基金和QFII的開戶總數的變化額。
（二）研究方法及實證結果
從圖1和圖2中可以發現，SZCZ和N0、SZCZ和N1之間變化趨勢相似，相關系數分別為0.87和0.54，由此可知，市場價格與交易者數量間可能存在協整關系，因此，下文將采用協整和因果關系方法研究不同類型交易者數量變化同證券市場價格之間的定量關系。
對變量組進行協整和因果關系檢驗前，要首先檢驗各變量是否服從單位根過程，即變量序列是否是一階單整過程，記作I（1）。常用的單位根檢驗方法是ADF（augmented Dickey-Fuller）。SZCZ、N0和N1的原序列及其一階差分序列的單位根檢驗結果見下表1。
從表1中可知，在1999年1月至2003年12月的60個月期間，單位根檢驗顯示在1%的顯著性水平下，SZCZ、N0和N1的原序列都是非平穩的I（1）過程，而它們的一階差分都是平穩的I（0）過程，即時間序列SZCZ、N0和N1都是一階單整過程。
對于存在單位根的兩組或兩組以上時間序列，如果它們的線性組合是平穩的I（0）過程，則它們之間存在協整關系。對服從單位根過程的變量組進行協整檢驗，從檢驗方法上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG（Engle &Granger,1987）[14]兩步法協整檢驗；另一種是Johansen和Juselius（1990）[15]提出一種在VAR系統下用極大似然估計檢驗多變量間協整關系的方法，即Johansen協整檢驗。由EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，但在有限樣本條件下，這種估計量有偏，且樣本容量越小、偏差越大。由于本文的有效樣本相對較小，為克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足，本文采用后者進行分析。
注：1.（c,t,p）為檢驗類型, c和t表示帶有常數項和時間趨勢項, p表示滯后階數,下同.2.臨界值是在相應顯著性水平下得到的Mackinnon值.3.表示原序列的一階差分,下同.4.***表示在1%水平下顯著,下同。
從上文的單位根檢驗結果可知，在1999.1至2003.12的時間段中，SZCZ、N0和N1都是單整的I（1）過程，因此可以對該時間段中的序列分別作協整檢驗。首先，將SZCZ分別和N0和N1進行配對，得到二組向量組合（SZCZ、N0）和（SZCZ、N1），然后分別計算跡統計量和最大特征值統計量。利用上述方法可以得到Johansen協整檢驗所需的跡統計量和最大特征值統計量以及各自檢驗所需的臨界值，實證結果列示在下表2中。
表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設,下同。
從表2中可知，在5%顯著性水平下，跡統計量和最大特征值統計量檢驗都表明SZCZ和N0存在一個協整方程，SZCZ和N0之間存在著長期穩定的均衡關系，而SCCZ和N1之間不存在協整方程。協整方程（此處省略）也表明，SZCZ和N0之間關系是正方向的，這也與常理相符合，根據常理，市場價格最終是由入市交易的交易者在場內通過競價買賣形成的，入市交易者總數可以反映市場行情好壞，而且市場行情的好壞又會對交易者總數產生影響，行情好時交易者開戶入市的熱情就高，交易者數量就多；反之，交易者數量就少。
上述協整檢驗結果表明，SZCZ和N0之間存在長期穩定的協整關系。因此，可以進一步研究它們之間的因果關系。Granger因果檢驗有兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型檢驗；另一種則是最近發展起來的基于VEC模型檢驗，兩者區別在于各自適用范圍有所不同，前者僅適用于非協整序列間的因果檢驗，而后者則是用來檢驗協整序列間的因果關系。
Feldstein & Stock（1994）[16]認為，如果非平穩變量間存在著協整關系，則應考慮使用基于VEC模型進行因果檢驗，即不能省去誤差修正項（error correction term, ECT）。由于SZCZ和N0之間存在協整關系，據此，引入下式做VEC形式的Granger因果檢驗：
這里，Yt=（N0,SZCZ），修正系數矩陣θ和βi（i =1,2…n）分別說明變量間長期和短期因果關系（Masih & Masih,1996）[17]。同時，本文也利用基于VAR模型方法加以檢驗，以便相互印證。對于不存在協整關系的SZCZ和N0，由于SZCZ和N0的一階差分均平穩，因此，可以用VAR模型對其差分進行Granger因果分析，檢驗兩者是否存在因果關系及因果關系方向，Granger因果關系檢驗結果分別見表3和表4。
注:1.**表示統計結果在5% 的統計水平下是顯著的;2.LM表示對殘差序列的自相關檢驗,FHET表示對殘差序列的異方差檢驗,FAR1表示對殘差序列1階滯后的ARCH效應檢驗.3.括號內是相應的p統計值4.panel B中的結果是利用傳統的Granger因果檢驗方法得到的統計結果。
表3第一部分表明，在檢驗SZCZ是否是N0的Granger原因時，SZCZ（-1）和ECT（-1）系數均在5%的顯著性水平下異于0，表明SZCZ變動是N0變動的短期與長期Granger原因，且SZCZ（-1）系數符號為正，即SZCZ上升導致N0增加，它們之間存在正向變動關系；ECT（-1）系數符號顯著為負，符合反向修正機制，表明長期內N0對均衡水平偏離可以通過誤差修正項修正和調整。在檢驗N0是否是SZCZ的Granger原因時，在5%置信水平下N0（-1）和ECT（-1）系數均與0無顯著性差異，表明N0變動不是SZCZ變動的短期與長期Granger原因。同時，殘差檢驗也都表明殘差序列不存在自相關、異方差和ARCH效應等現象。從Panel B中可以看出，在用傳統Granger因果方法檢驗時，在1%置信水平下拒絕SZCZ變動不是N0變動的Granger原因的原假設，而接受N0變動不是SZCZ變動的Granger原因的原假設。兩種檢驗方法的實證結果都表明，在滯后2期情況下，無論從短期還是長期來看，SZCZ變化都是N0變化的原因，表明在股價指數上漲后，個人交易者開戶數目紛紛增加，并且時滯為2個月，行情變化確實影響交易者數量變動，但N0變化無法解釋SZCZ變化。
從表4中可以看出，在用傳統的Granger因果方法檢驗時，在5%置信水平下，接受SZCZ變動不是N1變動的Granger原因的原假設，即SZCZ變動不是N1變動的Granger原因，同時也接受N1變動不是SZCZ變動的Granger原因的原假設。因此，在滯后2期情況下，SZCZ變化與N1不存在單向或雙向的因果聯系。
上述實證結果表明，個人交易者總數變化與證券市場價格間存在著長期協整關系，同時，個人交易者總數變化與市場價格間存在單向因果關系，市場價格變化引致個人交易者總數變化；而機構交易者總數變化與市場價格間既不存在長期協整關系，也不存在因果引致關系。
三、研究結論
通過上述的實證研究，本文主要發現以下研究結論。
第一，中國證券市場上的個人交易者總數變化同證券市場價格變化間存在長期穩定的協整關系，而且這種關系是正方向的。因為市場價格最終是由入市交易的交易者在場內通過競價買賣形成的，交易者總數的多少也就反映出市場行情的好壞，而且市場行情的好壞也會對交易者的總數產生影響，行情好時交易者開戶入市的熱情就高，交易者數量就多；反之，交易者數量就少。例如，中國證券登記結算公司的數據顯示，自2003年11月中旬中國股市走出反轉行情之后，投資者信心明顯增強，股票市場開戶數有了顯著增加，截至2004年2月17日，滬深兩市賬戶總數達到7019.29萬戶，2003年底是6992.66萬戶，扣除春節放假休市因素影響，2004年1個月時間賬戶總數增加了26.63萬戶，遠遠超過了2003年的同期水平。
第二，個人交易者總數變化可以由證券市場價格變化進行解釋，證券市場價格變化同個人交易者總數變化間存在顯著的單向因果關系，個人交易者開戶數量變化對證券市場價格變化的敏感度較高，并且，它們之間存在著正方向變動關系，這在一定程度上說明，個人交易者開戶數量變化方向可以作為市場行情的“風向標”。另外，實證結果還表明，盡管從交易者數量上分析，個人交易者在中國證券市場上是“絕對主力”（以在深交所開A股賬戶的交易者為例，其中在1999年1月初至2003年12月末的60個月份中，個人交易者總數占開戶總數的最低比重也達到99.48%），但個人交易者開戶數量變化并未影響證券市場價格變化，這可能由于新開戶入市的個人交易者所擁有的資金量有限，或是由于場外增量資金通過已有賬戶而非新開立賬戶流入股市。
第三，機構交易者總數變化同證券市場價格變化之間并不存在長期穩定的協整關系以及因果關系。本文認為，這可能是由以下原因造成的，首先，無論從資格審查、繁冗的審批程序還是資金來源等方面（比如中國政府對QFII的嚴格監管）考察，中國機構交易者入市交易遠要比個人交易者困難得多，這就造成了機構交易者入市數量的變化量和變化幅度較小，他們數量變化的“剛性”肯定難以反映證券市場價格變化的靈活性。另外，機構交易者可能通過其他途徑而毋需開立新的資金賬戶和股票賬戶將資金引入證券市場，比如通過其他機構賬戶或是違規使用A字頭賬戶（A字頭賬戶為自然人的證券交易賬戶，相對于機構賬戶應為B字頭賬戶）（莊序瑩，2001）的方式進行化名隱蔽投資。由于機構交易者總數變動無法反映市場價格的變動，它們之間的關系顯得較為模糊，從這一點可以看出，機構交易者總數變動同證券市場變化間的關系是不確定的，無法知道機構交易者是否對整個市場起到穩定作用，這也與現有的實證結果相符，即部分學者的研究表明機構交易者能起到穩定市場的作用，如梁宇峰（2000）的研究顯示，證券投資基金的交易頻率要低于其他投資者，在一定程度上有助于穩定市場；也有學者認為機構交易者的存在加劇了市場的劇烈變化，如施東暉（2001）的研究結果表明，國內投資基金存在較為嚴重的羊群行為，投資理念趨同，投資風格模糊，并且在一定程度上加劇了股價波動。
綜上所述，本文的實證研究結果表明，個人交易者總數變化與證券市場價格變化之間存在長期穩定的協整關系，個人交易者總數變化僅是證券市場價格變化的結果和反映，證券市場價格變化無法通過個人交易者總數變化加以解釋和說明，即個人交易者總數并非是市場價格變化的原因。同時，機構交易者總數變化同證券市場價格變化間既不存在長期穩定的協整關系，也不存在因果引致聯系。
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The Traders’ Structure and Stock Market Price: Evidence from Shenzhen Stock Market
Wang Min1，Liao Shiguang2
（1.Economics & Management School, Shanghai Jiaotong University, Shanghai 200052, China；2.Research Institute, Shanghai Stock Exchange, Shanghai 200120, China）
Abstract: The core issue of micro structure theory is the formation and determination of price. Many scholars have explored its influential factors from different aspects, among which traders’ structure is one of main factors influencing the price. To exploit the micro factors, this paper discusses the relationship between the traders’ structure and the market price with the methods of co-integration test and Granger causality test. The result reveals that there is long-term co-integration between the market price and the changes of the total number of individual traders in Shenzhen stock market, and there is unilateral causality between individual traders’ numbers and market price that is, the changes of the total number can be explained by the market price. While there does not exist co-integration and causality between market price and total number changes of institutional traders.
驚蟄的詩句范文6
為了適應當前醫療體制改革的需要，確保“總量控制，結構調整”的順利實施，各醫療單位要切實加強對公費醫療住院費用的管理。
凡公費醫療出院病人（包括合同、轉診、急診病人）的病歷，需經所住醫院公費醫療辦公室審核并在出院收費單據上蓋章，方可按規定報銷。
各醫院要建立大額支出報告審批制度，凡支出超過萬元以上（含萬元）的住院費用，由醫院結算部門及時通知患者單位及所在病區，并向院公費醫療辦公室報告；萬元以上出院病歷要經科主任簽字，醫院要向區縣（醫療照顧、大專院校向市）公醫辦書面報告，5萬元以上的大額住院費用必須報告主管院長并書面通知市公費醫療辦公室。
凡萬元以上大額住院費用的支出，需認真填寫大額費用出院結算清單，并由專人簽字，院公醫辦復核簽章，同時將結算清單附于住院費收據之后，上報區縣（市）公費醫療辦公室，經批準后方可報銷，否則不予報銷。