总和生育率的测算及分析
总和生育率的测算及分析
张 青
摘 要 文章针对现有人口抽样数据的特点和缺陷,通过对总和生育率指标
的分析和改进,测算了1994~2004年中国的总和生育率,探讨了影响该指标变化的
各种因素。结果表明,中国的总和生育率从1994~1996年的1.80左右下降到2001~
2004年的1.62左右,其中2000年为1.66;影响中国总和生育率的主要因素有经济
发展水平、一般生育率、生育年龄和城镇化进程等。
关键词 总和生育率 年龄别生育率 一般生育率 生育年龄
作 者 张青 中南财经政法大学财税学院,教授。
一、总和生育率的基本涵义及分析
总和生育率是一个衡量妇女生育水平的综合指标,其计算的基本方法是将某年某地的育龄妇女各年龄别(通常为15~49岁)生育率相加而得的合计值。在统计时期长度为1年,年龄分组组距为1岁的情况下,总和生育率等于年龄别生育率之和:T FR k= 49x=15f k(x),这里k
表示年份。f k(x)是k年x岁育龄妇女的生育率:f k(x)=B k(x)/W k(x),其中W k(x)、B k(x)分别是k年x岁育龄妇女的人数及其生育的婴儿数。如果将育龄妇女按年龄进行等距分组统计,则计算总和生育率时要将各组生育率先乘以组距数再相加。
在人口分析和决策中,总和生育率是一个有用且十分重要的指标,它可以直接用来比较不同时期妇女的生育率水平,因为它已经考虑到了妇女在不同年龄结构上的生育率;同时又是作为女性终身生育水平的估计,对人口的长期宏观决策有重要的参考意义。另外,总和生育率(主要是其分量f k(x))还可以作为人口预测的重要参数,用于预测某年的出生人数: B k= 49x=15B k(x)= 49x=15W k(x) f k(x),这里B k是k年的总出生人数。
与绝大多数统计指标一样,总和生育率也有其局限性。第一,由于其值实际上涉及了35个育龄妇女的实际队列,并且只有在各年龄别生育水平长期不变的苛刻条件下,它才能真正代表一批同龄育龄妇女一生实际的生育水平,但这一条件很难满足。一方面,总和生育率极易受到战争、自然灾害等突发事件以及风俗习惯等因素的影响而剧烈波动(如中国1959~1961年自然灾害时期总和生育率的短期大幅下降),在这种情况下,总和生育率作为终身生育估计的功能就会大打折扣。因为,此时总和生育率的下降只是由于不同时期特殊原因的影响,并不意味着终身生育水平真的下降。另一方面,婚育年龄及人数的变化也会导致总和生育率描绘终身生育水平功能的失真。第二,总和生育率是通过年度数据计算而得,实际上是以一个短期行为来反映长期指
标。第三,总和生育率计算复杂,需要大量的统计数据,特别是部分统计数据(如人口出生数)的真实性又存在较大的疑问。数据质量不高及算法上的复杂,使得确切的总和生育率难以获取,得出的总和生育率也广受质疑。因此,国内外已有许多学者对总和生育率的功能缺陷进行了研究,并提出了许多改进和调整的方法(Bongaarts等,1998;王广州,2002;郭志刚,2002),其研究主要着眼于算法的改进和利用新的数据源进行测定。但我们也需要针对现存最常见的人口数据(国家统计局公布的人口数据)和数据的特点(抽样的育龄妇女人数较准,但出生人口数不准), 量身定做 一套计算总和生育率的方法,使之能较准确反映近年来妇女的终身生育水平。
仔细分析总和生育率局限性,在中国政治、经济、社会稳定的情况下,突发事件对总和生育率影响的风险逐渐降低,风俗习惯等对总和生育率的影响也在减弱。我们主要应面对总和生育率的结构缺陷和统计数据质量不高(主要是新生人口的漏报)的问题提出改进,使得在现有数据的基础上得出比较切合实际的总和生育率及年龄别生育率,同时应用调整的总和生育率及f(x)对今后人口数量及结构的走向进行预测。
二、总和生育率的改进
(一)统计数据分析
为了计算中国近年来(1994~2004年)的总和生育率,需要全国 育龄妇女分年龄、孩次的生育状态 数据,而这一数据通常是通过抽样调查而得,在历年的 中国人口统计年鉴 和2004年以后的 中国统计年鉴 中可以得到这些数据。设第k年的抽样比为 k,抽样得出的x岁育龄妇女平均人数是W k(x),x岁育龄妇女生育一孩的抽样出生数为B k1(x),生育二孩及以上孩次的抽样出生数为B k2(x)(由于近年来生育二孩以上孩次的可能性大大降低,为简单起见,本文将二孩以上孩次的情况合并到二孩中),则第k年x岁育龄妇女生育一孩的生育率为:
f k1(x)=[B k1(x)/ k]/[W k(x)/ k]=B k1(x)/W k(x)(1)
x岁育龄妇女生育二孩及以上孩次的生育率为:
f k2(x)=[B k2(x)/ k]/[W k(x)/ k]=B k2(x)/W k(x)(2)
用T FR
k1和T FR
k2
表示第k年由抽样数据得出的育龄妇女生育一孩、二孩及以上孩次的
总和生育率:
T FR k1= 49x=15f k1(x) T FR k2= 49x=15f k2(x)(3)
于是T FR k1与T FR k2之和就是由抽样数据得出的第k年的育龄妇女总和生育率:
T FR k=T FR k1+T FR k2(4)表1是1994~2004年由抽样数据直接计算的T FR k1、T FR k2和T FR k。
表1得出的结果明显不合理。(1)总和生育率偏低,在大多数年份甚至还低于国家生育政策所允许的全国平均终身生育水平1.47(郭志刚,2004),在近些年还存在不少超计划生育(特别是农村地区)的情况下,总和生育率是不大可能低于政策水平的,这也是这些结果广受质疑
表1 根据抽样数据计算的总和生育率
年份19941995199619971998199920002001200220032004
T FR k10.9450.959 1.059 1.043 1.043 1.0300.867 1.0090.943 1.025 1.055 T FR k20.6010.4710.4870.4170.4190.4270.3540.3770.4460.3880.396 T FR k 1.546 1.430 1.546 1.460 1.462 1.457 1.221 1.386 1.389 1.413 1.451 注:根据 中国人口统计年鉴 (1995~2003)、 中国统计年鉴 (2004~2005)计算。
中国人口科学 2006年第4期
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的主要原因。(2)结构上的不合理,主要表现在T FR k1在大部分年份偏高及T FR k2普遍过低(后面将进一步分析)。结果的错误只能来自数据的误差及公式设计的不合理性。下面首先检验抽样数据的准确性,即每年育龄妇女及出生人数的总量和结构。
从抽样数据可以推出第k年的育龄妇女总数及人口出生总数分别为:
W k= 49x=15W k/ k B k= 49x=15[B k1(x)+B k2(x)]/ k(5)从育龄妇女总数及年龄结构来看,在1994~2004年(2000年除外),通过与当年抽样的其他统计数据(如 按年龄和性别分人口数 、 全国分年龄、性别的人口 等)中的育龄妇女总数对比可知,历年 育龄妇女分年龄、孩次的生育状态 表中的育龄妇女总数略微偏低,差额通常在1 ~3 之间。另外,用 1995年1%人口抽样调查数据 进行年龄推移来检验1996~1999年的育龄妇女数据,用 2000人口普查数据 进行年龄推移来检验2001~2004年的育龄妇女数据(人口普查中11~49岁人口数据准确度较高),与用公式(5)算出的育龄妇女数相比较,发现两者的总数误差小于1%。从年龄结构上看有高有低,总体误差可以忽略,因而本文假定这些年抽样得出的各年育龄妇女人数是基本准确的。而根据2000年 育龄妇女分年龄、孩次的生育状态 表计算的育龄妇女数与当年 全国分年龄、性别的人口 表中的育龄妇女数比较得知,两者误差大于1%,需要用后者的数据对前者的数据进行调整。
抽样人口数据的主要问题出在 人口出生数 上, 中国人口统计年鉴 和 中国统计年鉴 上公布的1994~2004年全国 人口出生数 比用公式(5)计算的全国 人口出生数 高出14%~ 42%。用B k 表示第k年国家统计局公布的全国 人口出生总数 ,用 出生人口统计差距倍数 r k表示B k 与公式(5)中B k的比值,即国家统计局公布的全国人口出生数与抽样调查推算的全国人口出生数之间的比值,则1994~2004年r k的值如表2所示。
如果国家统计局公布的全国人口出生总数是准确的,则表明用抽样数据直接计算的总和生育率会明显偏低。与其他数据相比,国家统计局公布的人口出生数在绝大多数年份应该得到基本认可,尽管不能排除在部分年份的数据可能有些误差(主要是偏高)。一方面,国家统计局公布的1994~2000年的人口出生数已根据 五普 数据进行了调整,2000年后的人口出生数根据每年的抽样调查数据和人口出生变动情况进行了调整,其准确性应该可以得到基本认可。另一方面,将1994~1998年的人口出生数推移到小学入学年龄(6岁左右),与教育部门公布的2000~2004年小学入学人数对照,发现1995~1996年的两种数据吻合得较好,而其他3年国家统计局公布的人数高出后者2.5%~5%;1999年(人口普查前一年)国家统计局公布全国人口出生数比后来调整的出生数高出4%;每年全国人口出生总数比各地方上报的人口出生数之和高出不少,如2003年,各地上报的人口出生数之和为1368万人,而国家统计局公布的当年全国人口出生数为1598万,两者相差近15%,中央与地方之间在人口数据上出现了与经济增长率数据相反的景象。因此,我们不能排除国家统计局公布的人口出生数据在部分年份偏高的可能性,但也不能认为其他数据来源就一定更准确,在没有其他准确而权威的人口数据时,本文假定国家统计局公布的人口出生数是基本准确的。
表2 全国出生人口统计差距倍数
年份19941995199619971998199920002001200220032004 r k 1.146 1.286 1.196 1.218 1.193 1.167 1.424 1.191 1.190 1.178 1.144 注:(1)r k是国家统计局公布的全国人口出生数与抽样调查推算的全国人口出生数之间的比值。(2)表中数据根据 中国人口统计年鉴 (1995~2003年)、 中国统计年鉴 (2004~2005年)中相关数据计算得到。
接下来的问题是这些多出来的人口出生数是如何分布的。最简单的想法是假设人口出生数的误差是均匀分布的,也就是误差与抽样人口出生数成比例,则只需将公式(1)~(4)的右端各乘以r k倍即可,即调整后的公式为:
f k1 (x)=r k B k1(x)/W k(x) f k2 (x)=r k B k2(x)/W k(x)(6)
T FR k1 = 49x=15f k1 (x)=r k T FR k1(7)
T FR k2 = 49x=15f k2 (x)=r k T FR k2(8)
TFR k =T FR k1+T FR k2 =r k T FR k(9)表3是根据上述公式计算的经过初步调整的T FR k1 、T FR k2 和T FR k 。虽然其计算过程比较简单,其最终结果也有一定的合理性(与表4比较可知,T FR k 与T FR*k较接近);但从结构
上却存在严重缺陷,主要是一孩总和生育率T FR
k1
都大于1且明显偏高,与之对应的是二孩及以上的总和生育率明显偏低。这说明人口出生数的漏报不是均匀分布的,其中的漏报主要发生在二孩及以上孩次上。这也说明了公式(6)~(9)中仅进行简单的总量调整是不够的,还要进行结构调整,以下将探讨对总和生育率计算方法同时进行总量调整和结构调整的方法。
表3 初步调整的TFR k1 、TFR k2 和TFR k
年份19941995199619971998199920002001200220032004
T FR k1 1.083 1.234 1.267 1.270 1.244 1.202 1.234 1.202 1.123 1.208 1.207 T FR k2 0.6890.6060.5820.5080.4990.4980.5040.4490.5300.4580.453 T FR k 1.772 1.840 1.849 1.778 1.743 1.700 1.738 1.651 1.653 1.666 1.661 注:根据表1和表2计算。
(二)总和生育率公式的解析及改进
为了弄清总和生育率的结构问题,我们先看有关T FR k1的一个性质。
设第k年x岁育龄妇女实际人数是W k(x),x岁育龄妇女实际生育的一孩数为B k1(x),育龄妇女终身生育的概率不变且为a(0 a 1),育龄妇女死亡率为0,则:
lim n n k=1TFR k1
n
=lim
n
n k=1 49x=15[B k1(x)/W k(x)]
n
=a(10)
证明:由于育龄妇女死亡率为0,则:W i(15)=W i+1(16)=L=W i+34(49),其中i=1,2, ,L。
因此,B i1(15)
W i(15)
+
B i+1,1(16)
W i+1(16)
+L+
B i+34,1(49)
W i+34(49)
=
i+34k=i B k=1(15+i-1)
W i(15)
=a。式中用到了妇女
终身生育(一孩)的概率不变且为a的条件,即一名妇女终身生育一孩的平均个数为a。于是可以将式(10)分子中双和式内的35n项按上式的方式每35项进行合并,每项的结果都为a,即分子的结果为:a(n-n0)+ (因为首尾的部分项不能合并),这里n0和 相对于n而言是某些常数,最后在除以n取极限后得到所要的结果。
由于妇女终身是否生育的概率与妇女终身至少生育一孩的概率是一样的,上述特征表明,从长期平均意义而言,TFR k1=a。而总和生育率本身就是一个终身意义的长期指标,因此检验TFR是否在结构上合理的一个重要标准就是看TFR
k1
是否与妇女终身生育与否的概率a大致相等,甚至还可以要求每年一孩总和生育率T FR k1=a。当然,这些假设与实际情况会有些出入。如育龄妇女死亡率不会为0,但总体极低,对结论影响不大;从妇女终身生育与否的概率来看,应该有所变化,但对结论的影响也较小(后面还要讨论a的取值对T FR的影响)。以此特征为标准 中国人口科学 2006年第4期
来检验表1中用原始抽样数据计算的TFR k 1,发现TFR k 1在1994、1995和2002年较为合理,2000年偏低,而其他年份都偏高;而以此为标准来检验表3中用简单方法调整的T FR k 1 ,发现T FR k 1 在所有的年份又都偏高。这说明在原始抽样数据中,一孩生育数在部分年份基本合理或偏低,大部分年份略微偏高(说明有些二孩及以上孩次申报成了一孩),抽样人口出生总数的偏低主要是二孩及以上孩次生育数的漏报所致。这与实际情况也是一致的,人口漏报主要是超计划生育所致,生育的一孩中违反生育政策的极少,通常情况下没有必要有意漏报。这也说明如果将所有人口出生的漏报数据进行 均匀 地加到所有原始抽样数据中,就会导致一孩人数过多,二孩及以上孩次人数过少的结构性误差,因此用公式(6)~(10)进行简单调整是不可行的。
以下调整总和生育率的方法是先用T FR k 1*=a 来调整一孩生育数,再用准确的人口出生数来调整二孩及以上孩次的人数,最后确定经调整后的总和生育率。
我们首先将公式(1)~(4)中的年龄别生育率f k 1(x)、f k 2(x)进行 概率 化调整:
g k 1(x )=f k 1(x )/T FR k 1 g k 2(x)=f k 2(x)/T FR k 2(11)
这里,g 0且 g =1,可以近似地认为g k 1(x )就是第k 年生育一孩的所有育龄妇女中,x 岁妇女生育一孩的概率;g k 2(x)也有类似的意义。
假设第k 年调整后的分孩次总和生育率分别为TFR k 1*=a,T FR k 2*=b ,且生育概率g k 1(x )、g k 2(x)不变,则调整后分年龄孩次的育龄妇女生育率分别为:
f *k 1(x)=a
g k 1(x) f *k 2(x )=b g k 2(x) f *k (x)=f *k 1(x )+f
*k 2(x)(12)实际人口出生总数为:
B k = 49x =15[W k (x) f *
k (x)]=
49x =15a W k (x) [f *k 1(x)+f *k 2(x)]=a 49x =15[W k (x ) g k 1(x)]+b 49
x =15[W k (x) g k 2(x)]
(13)这里的W 是育龄妇女的年度实际平均人数,可以用对应的抽样人数除以抽样比而得:W =W / 。调整后的总和生育率为:
T FR *k =T FR *k 1+T FR *k 2=a +b
(14)上述调整总和生育率的基本思路类似于 标准生育率法 :先确定育龄妇女生育一孩的总和生育率T FR *k 1=a ,根据抽样数据(或实际数据)计算出f (x )、
g(x)和W (x );再根据年度实际人口出生数B k 和公式(13)求出b ,即育龄妇女生育二孩及以上孩次的总和生育率T FR *k 2;最
后将a 与b 相加得调整后的总和生育率T FR k *,也同时可以利用公式(12)得出经调整的年龄别生育率f (x )。可以看出,这种方法对出生人口误差的处理是一种分孩次的结构调整法,共分有两个结构层次,调整时先确定一孩生育水平,再确定二孩及以上孩次生育水平;而在同一层次内,则仍然是一种 均匀 调整的过程,即假定同一层次内的误差与抽样得出的分年龄孩次生育率成比例。
接下来的问题就是如何确定a 的值,为此我们转而研究育龄妇女终身不育的概率(1-a )。妇女终身不育存在两种情形,即终身不能生育和终身不愿生育。以前通常认为女性终身不育的比例为2%,但从现有的研究调查结果来看,随着时间的推移,各国女性终身不育的比例呈上升趋势,且终身不能生育和终身不愿生育这两种情形的育龄妇女所占比例都有所上升。有调查表明,中国20世纪80年代老年女性的终身不育比例为4.78%(蒋耒文,2001),目前中国仅不孕妇女比例就有6%~11%(顾炜等,2002)。而在美国,1967年18~44岁的妇女中有3%的人自愿不育,1980年这一比例上升到6%,美国人口局1992年的统计数字则表明,40~45岁总和生育率的测算及分析
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的已婚妇女中有10.8%没有孩子(肖君华,2004)。本文为了全面考察总和生育率,将妇女终身不育率设定为0、3%、5%和8%,即a分别为1、0.97、0.95和0.92。但计算结果说明,a的取值不同对总和生育率TFR k*影响甚小。在同样数据下,a每变化1个百分点,T FR k*变化不到0.002,有些年份甚至基本未变(见表4)。其规律是,总和生育率越接近2,a值变化对TFR k*的影响就越小;反之亦然。不失一般性,本文将用a=0.95的TFR k*,即T FR k*(0.95)代表总和生育率。
表4 中国1994~2004年的总和生育数、生育年龄及一般生育率
年份19941995199619971998199920002001200220032004
T FR k*(1.00) 1.778 1.839 1.841 1.771 1.731 1.682 1.666 1.622 1.635 1.631 1.630 T FR k*(0.97) 1.780 1.839 1.840 1.770 1.730 1.680 1.663 1.617 1.631 1.626 1.625 T FR k*(0.95) 1.782 1.839 1.840 1.770 1.729 1.678 1.661 1.615 1.628 1.622 1.622 T FR k*(0.92) 1.784 1.839 1.839 1.769 1.727 1.675 1.658 1.610 1.623 1.617 1.617 T k1(岁)24.1823.3123.8524.5324.6224.6724.0724.8924.8424.4024.55
T k2(岁)27.5626.7328.0927.9828.2228.3028.7829.7129.0629.2729.27 GFR( )65.2563.9862.4760.8657.3153.8150.8348.8146.5344.7843.81
注:(1)根据与表1相同的数据计算而得,其中2000年的年龄别育龄妇女人数用 五普 人数进行了调整。
(2)T F R k*后面括号内的数字表示妇女终身生育率a。(3)GFR为一般生育率。
利用公式(11)中调整后的育龄妇女分年龄、孩次生育概率g(x),可以计算出第k年育龄妇女生育一孩、二孩及以上孩次的平均生育年龄:
T k1= 49x=15x g k1(x) T k2= 49x=15x g k2(x)(15)
(三)结果分析
从总和生育率的结果来看,中国的总和生育率从1994~1997年的1.80左右下降到2000年的1.66,再下降到2001~2004年的1.62左右。从实际情况来看,中国自20世纪90年代初期总和生育率低于2.0后,随着一般生育率的不断下降(见表4),总和生育率的总体趋势也将不断下降;同时,近年来的总和生育率应该大于政策所允许的1.47,因为尽管有些妇女按政策可生育而未生育,但毕竟是少数,而更多的是超计划生育(农村地区较普遍)。表4的结果正好反映了这些特征,即总体上小于2.0、呈下降趋势且大于1.47。从2000年的生育水平来看,总和生育率为1.66,这一生育水平低于官方公布的1.8,又高于政策所允许的生育水平1.47。实际上许多研究结果都表明2000年的T FR应该低于1.8,如翟振武以教育统计数据为基础估算出的结果是1.7,崔红艳等用其他数据测算认为2000年总和生育率最准确的估计应为1.58 (Rober t等,2004)。本文测算的中国2001~2004年T FR k*均在1.62左右,这一结果与美国人口咨询局(PRB)对中国近几年累计出生率的估计值1.6基本一致 ,同时这一生育水平仍然高于政策所要求的平均生育水平1.47。但由于目前的总和生育率仅高出政策生育水平10%左右,加上政策上的某些微调,总和生育率再继续下降可能需要一个相对漫长的时间和过程,因此近几年中国的生育水平将处于一个相对稳定的时期。
公式T FR k*的设计中由于加进了T FR*k1=a的限制,使得年度结果的变化相对平稳,没有出现大起大落的情况,当然也有部分年份的结果看起来有些异常。这其中1995~1996年
数据来源:http://w ww.pr b.or g/pdf05/05W or ldDataSheet_Eng.pdf。
T FR k *的上升可能是数据来源不同所致,在1994~2004年的数据中,大多数年份是抽样数据,抽样比接近1 ,只有1995、1996和2000年的数据有所不同。1995年是1%人口抽样调查数据,抽样比为1.04%,1996年是分组数据(5岁一组),2000年是抽样比为9.5%的人口调查数据(长表)。需要指出的是,2000年的T FR k *如果直接用抽样的育龄妇女数进行计算,则得T FR k *=1.70,将高于1999年的T FR k *而出现异常,而直接用人口普查的育龄妇女人数进行计算则得到了T FR k *=1.66。奇怪的是,越是大小普查年份,其根据抽样数据得到的T FR k 好像越不可信,看来近期不能指望通过人口普查得到真实的总和生育率。在近些年的T FR k *中,2001年的数据最低,这其中一个原因可能是部分妇女想生一个 世纪婴儿 而在2000年提前生育的缘故,这从2000年的一孩生育平均年龄明显小于前后两年可以得到验证。
从本文的总和生育率的公式设计来看,如果抽样人口数据在结构和总量上是准确的,则三种公式的结果是一致的。即若T FR k 1=a,B k =B k ,则r k =1,且有T FR k 1=T FR k 1 =T FR *k 1,T FR k 2=T FR k 2 =T FR *k 2,T FR k =T FR k =T FR k *。这说明本文对公式的改进在实质上与原始定义是一致的,可以认为是总和生育率公式的一个推广,但这种推广对抽样数据上的缺陷有较好的适应性,其结果的变化也相对合理和平稳。
另外,如果确定了总和生育率及年龄别生育率,利用公式(13)可以推出当年人口出生总数,这也可以用来进行人口预测。只要育龄妇女人口数据和生育率是准确的,人口出生数也将是准确的,笔者用 五普 人口数据和本文求出的总和生育率进行预测2001~2004年的人口数据,结果与实际值误差极小。
三、影响总和生育率的因素分析
(一)总和生育率和一般生育率的关系
一般生育率为年出生婴儿数与年平均育龄妇女总数的比值,其反映的生育水平比人口出生率更恰当、更准确。一般生育率与总和生育率关系十分密切,两者呈同向变动关系。将1994~2004年的T FR k *与GFR k (见表4)进行回归分析,得到:
T FR k *=1.139553+0.01044 GFR k (16) (18.1) (9.1)
其中R 2为0.9022,标准误差为0.029。这说明两者拟合度高,在90%以上,其中一般生育率每下降1个千分点,总和生育率约下降0.01。由于一般生育率中涉及的两项数据(育龄妇女总数及人口出生总数)都容易得到且相对准确,因而利用公式(16)用一般生育率来估计总和生育率可以十分方便地得到比较准确的结果。
(二)总和生育率与生育年龄的关系
生育年龄也是影响总和生育率的重要因素,以下将1994~2004年的T FR k *与生育年龄T k 1、T k 2(见表4)进行回归分析,则:
TFR k *=4.6673-0.03232 T k 1-0.07629 T k 2(17)(6.96) (-0.82) (-3.70)
其中R 2为0.8307,标准误差为0.0404。其拟合度也较高,在83%以上,但比式(16)要稍差。回归表明,总和生育率与生育年龄反向变动,即生育年龄的提升会减少总和生育率,具体来讲,T k 1、T k 2分别每增加1岁,总和生育率大约分别下降0.03232和0.07629。从回归结果看,似乎T k 2对T FR 的影响更大些,这主要原因是一孩平均生育年龄在1994~2004年间变化不大,而生育二孩及以上孩次的平均年龄有明显的上升趋势。不过由于表4中年龄计算所用的原始数据准确度不高且不易得到,因而公式(17)的适用性要打折扣。总和生育率的测算及分析
中国人口科学 2006年第4期
(三)总和生育率与经济发展水平的关系
一般来说,经济发展水平提高,生育率水平将会下降。为了反映两者的关系,用最新调整的人均GDP(Y k表示,数据来源于国家统计局)来代表经济发展水平,将1994~2004年的T FR k*与log(Y k)进行回归分析,得到:
T FR k*=3.7632-0.5322 log(Y k)(18)
(9.18) (-5.02)
其中R2为0.7365,标准误差为0.0475,其拟合度较差(74%)。模型说明人均GDP每增加1倍,总和生育率大约下降0.369(0.5322 log2)。
(四)总和生育率与城镇化进程的关系
在一国向城镇化转化的过程中,妇女总体生育水平会下降。为了反映两者的关系,用1994~2004年的T FR k*与城镇人口所占比重(C k表示,数据来源于2005年 中国统计年鉴 )进行回归分析,得到:
T FR k*=2.3269-0.0178 C k(19)
(28.5) (-7.6)
其中R2为0.8665,标准误差为0.0338,其拟合度较高,达到87%。这说明城镇人口每提高1个百分点,总和生育率将下降0.0178。
(五)总体考虑
将上述所有因素放在一个回归模型中,考察1994~2004年的T FR k*与GFR k、C k、log(Y k)、T k1和T k2的关系,得到:
T FR k*=0.2761+0.0174GFR k+0.0033C k+0.3989log(Y k)-0.0472T k1-0.0008T k2(20)
(0.35) (2.51) (0.20) (1.83) (-2.84) (-0.05)
其中R2为0.9836,标准误差为0.0159,其拟合程度相当高,达到98%以上,说明上述变量可以基本上解释总和生育率的全部变化。与单个回归方程相比,有些变量的系数发生了变化,说明上述变量之间存在一定的关联度。从系数来看,影响力最大的是体现经济发展水平的变量log(Y k),经济发展水平的提高是总和生育率下降的一个重要原因,世界其他国家或地区的生育率水平的变化也说明了这一点;影响力较大的指标还有一孩平均生育年龄T k1和一般生育率GFR k;影响力较小的因素是二孩及以上孩次的平均生育年龄T k2,在本模型中基本可以忽略不计。
参考文献:
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4.Ro ber t D.Rether for d等(2004): 中国的生育率:到底下降了多少? , 人口研究 ,第4期。
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Review,24(2),271-291.
(责任编辑:朱犁)
Chinese Journal of Population Science
A bimonthly N o.4
August1,2006
ABSTRACTS
Application of Poisson Re gr ession in Fertility Stud y Guo Zhigang Wu X iw ei 2 Poisson regression is a regression m odel for analyzing the dependent variable of count data.Th is paper i-l lustrat es it s application to fertilit y study w ith t he data from2001national fam ily planning and reproduct ive health survey.Poisson regression not only accept s dum my independent variables standing for age,sex,and other concept s comm only used in dem ography,but also takes cont inuous variables as covariates such as incom e and expense.Theref ore,it facilit ates fertilit y st udy in estimat ing,comparing,and analyzing. Management Costs and Efficiencies of Ru ral Med ical Financial Assistanc e Programs Zhu L ing 16
Financial program s for rural m edical assistanc e are complicat ed in their im plem entation,for t hey involve num erous actors,including various governm ent depart ment s,health service providers,sel-f governing village organizat ions,rural households,and individuals.T he coordinat ion am ong these stakeh olders is diff icult,and operat ional costs of t hese programs are rather high.T his paper show s th at a considerable number of m anage-m ent offices tried t o pass some management costs on to other participating institutions due to t he short age of program funds and managem ent outlays.T his led to various distortions of t he management system in practice and reduced t he effect iveness of the program s.T herefore,it is necessary for both central and provincial gov-ernm ents to intensify t he t ransfer of medical financial assistance funds t o poor counties.At t he same t ime,in-st itut ional innovat ion should be encouraged in order to creat e a simpler and more effective m anagem ent sys-t em.In addition,these program s should be constantly m onitored w ith the Public Expenditure T racking Sur-vey.
Life-C ycle Model and Its Application to Rese ar ch in Aging C hina L i H ong xin B ai X uemei 28
T his paper analyzes the changes of consum ption,saving and asset per capita in aging process in a t w o-pe-riod life cycle model.According t o Chinese population data,a computable OLG model is established under W alras equilibrium condition w ith production function,government revenues and pension payments.A bas ic relat ionship and several alternat ive pension reform sc h emes are sim ulat ed under an ageing context. Estimation and Analysis on Total Fe rtility Rate Zhang Qing 35
Paying attent ion to the properties and defect s of existing sample data of population,t his paper est imated C hina s total fert ility rates from1994t o2004by revising total fert ilit y rat e index,and then discussed causal factors of the index outlined.The result show s t hat total fertility rate in the country dropped from about1.80 in1994-1996to about1.62in2001-2004,and it w as1.66in2000.The im portant factors affecting total f ert il-i t y rate are econom ic development level,the general fert ility rate,t he ch ild-bearing age and the level of urban-i zat ion.
Migrant Workers Employment Su bstitution for Urban Labors D ing R enchuan W u Ruij un 43
T his paper aim s to establish a new quantitat ive m odel on t he basis of microeconom ic t heories to explain the substitution of m igrant w orkers f or urban labors.An em pirical study on2000Census data finds that7.2% of urban labor em ploym ent is subst itut ed by m igrant w orkers,w h ich account for33.6%of the total m igrants employed in urban areas.T herefore,the relationship betw een these tw o groups of labor force is supplem enta-ry,rat her than substitutive.H ow ever,the degrees of substitution differ among genders,educational levels and occupat ions,t hus the labor market is still segregated.
中国的生育率_到底下降了多少_
中国的生育率:到底下降了多少? R obert D.Retherford Minja K im Choe Chen Jiajian 李希如 崔红艳 【内容摘要】 1990年代以来,中国的生育水平持续下降,已经进入低生育国家的行列。2000年人 口普查,中国的总和生育率为1122,明显存在漏报。那么中国的生育率到底下降了多少?本文利用亲生子女法、生育史重构法和胎次递进比方法分析了1990年代生育率的下降过程,认为2000年总和生育率最准确的估计应为1158。通过分解总和生育率的变化,认为1990年代生育水平的下降,2/5归因于结婚年龄的推迟,3/5归因于婚内生育率的下降。 关键词:总和生育率;亲生子女法;生育史重构法;胎次递进比 【作者简介】 R obert D.Retherford ,美国东西方中心人口与健康研究项目负责人,高级研究员;Minja K im Choe ,美国东西方中心人口与健康研究项目高级研究员;Chen Jiajian ,美国东西方中心人口与健康研究项目高级研究员;李希如,国家统计局人口和社会科技统计司地理环境处处长;崔红艳,国家统计局人口和社会科技统计司人口普查处副处长。1 引言 根据中国2000年人口普查登记的出生人数计算,2000年中国的总和生育率(TFR asfr )为每名妇女平均生育1122个孩子(中国国家统计局,2002年)。但是,关于这个数字的准确性还存在相当多的争论,有的估计数字为每名妇女平均118个孩子。为了更好地评价生育率状况,我们分别采用了“亲生 子女法”(own -children )和“生育史重构法” (birth history reconstruction )来研究1990年和2000年的普查数据。每种方法都为普查之前的年份提供了两种生育率趋势的估计(每次普查一种)。这两种趋势在1986～1990年彼此交叉。如果数据完全准确,这两种趋势应该在交叉期间刚好重合。然而,事实上并 未重合。对这种未重合现象的分析为评估1999年和2000年的TFR 提供了基础。 本文讨论的生育率不仅包括年龄别生育率(ASFR )和由ASFR 计算的总和生育率(TFR ),而且包括时期胎次递进比(PPPR )和由PPPR 计算的总和生育率(TFRpppr )。利用这些不同的估计方法,我们还试图评价1990年代生育率的下降多大程度是由目前结婚年龄的推迟造成的,多大程度是由婚内生育率的下降造成的。我们还分析了分城乡、分教育程度、分民族和分迁移状况的生育率的差异以及这种差异的变化情况。2 背景 10年前就有调查数据显示,中国的TFR 在1990年代初就降到每名妇女生育211个孩子的更替水 平以下。当年,对中国这样一个发展中国家来说,这一变化似乎极不寻常,因而引起广泛的关注(例如,Feeney 和Y uan 1994,Z eng 1996;Y u 和Y una 1996)。后来的一些调查以及中国2000年人口普查表明,TFR 持续下降,从1991年的118降到2000年的112(国家统计局人口和社会科技统计司2002年,G uo 2003,Zhang 2003)。但是,还有种种迹象表明,在各种调查和人口普查中都低报了出生人数,有人认为,2000的TFR 约为每名妇女生育118个孩子(Z ai 2003,Zhang 和Cui 2003,Y u 2002)。 一些中国的人口统计学家基于对现有生育率调查和1990、2000年两次人口普查的数据分析提出,即使把历次调查和人口普查中低报的出生人口计算在内,生育率也确实非常低(G uo 2003,Zhang 2003)。G uo (2003)认为,就算这些原始数据经过调整、加上20%漏报的出生人数,TFR 仍然到不了 第28卷第4期2004年7月 人口研究 V ol 128, N o 14 July 2004 3 Population R esearch
中国人口政策演变历史概述
中国人口政策演变历史概述 人口政策，从其狭义的角度看，是指一个国家或地区从社会的、经济的、政治的、资源的、生态环境的综合战略利益出发，同时考虑到大多数群众的接受程度，对其人口的生育行为所采取的政府态度。这种态度，或者鼓励生育，以促进人口增长，或者限制生育，以减缓人口增长。在限制生育中，政府还要规定具体的限制要求，这种要求，往往与我们所追求的人口总量目标相联系。回顾中华人民共和国成立以来生育政策的演变历史，大体上可划分为3大阶段为鼓励生育阶段、生育政策酝酿转变（含反复）阶段和推行限制生育政策阶段。 一、阶段时期 ㈠、鼓励生育政策阶段：1949-1953,鼓励生育政策 ㈡、政策转变酝酿阶段：1954~1959年：政策转变酝酿，上层思想反复。 ㈢、实施限制生育政策阶段： 1960~1970年：实施限制生育政策，但没有全面开展。 1971~1979年：全面推行“晚、稀、少”政策（相当于“二胎化”）。 1980~1984年：生育政策紧缩，全面推行“一胎化”政策。 1984~1991年：在农村实行“一孩半”政策，但在城市继续实行“一胎化” 政策。 1991年至今：现行计划生育政策的稳定。 揭示生育政策演变的历程，是为了运用科学历史主义的方法进行梳理和评价过去，以史为鉴，实事求是地总结经验，吸取教训，免蹈覆辙，指导未来。一句话，就是为未来中国生育政策的继续完善与发展服务。 1、“晚、稀、少”政策创造了生育率下降奇迹的第一个十年。 从1970年到1979年的整个70年代，全国城乡推行的“晚、稀、少”政策，允许有计划地生育子女数是最多两个。1971年，国务院批转了卫生部、商业部、燃化部《关于做好计划生育工作的报告》，指出在第四个五年计划期间，一般城市人口增长率要降到千分之十以下，农村要降到千分之十五以下。1973年12月，全国第一次计划生育汇报会上，提出计划生育要实行“晚、稀、少”。“晚”是指男25周岁、女23周岁才结婚；“稀”指两胎要间隔4年左右；“少”是指只生两个孩子。此后在各地的宣传中出现了“一个不少、两个正好、三个多了”的口号。可以说，七十年代的计划生育相当于“二胎化”。由于其“从紧”，紧的合情，“从严”，严的有理有度，所以经过宣传教育与热忱服务，易受到大多数群众的普遍理解与拥护。加之，适宜的奖罚措施，使“早、密、多”传统落后的生育模式，时过不久便初步形成了“晚、稀、少”式的生育控制模式，最终跻身到世界低生育水平国家行列。 2、紧缩政策导致生育率大幅反弹与完善政策抑制反弹的第二个十年。1981～1982年，全国总和生育率回升为2.63和2.86，第一、二孩出生间隔超常地缩短为2.2年，出生率回升为20.91‰和22.61‰，1980年至1984年初推行的紧缩政策，不仅导致了生育水平急剧回升，而且还使第三次人口出生高峰提前一年多于1986年到来。可见，80年代是紧缩政策酿成欲速则不达之果，是导致人口控制能力大幅滑坡，与完善政策尽最大努力抑制滑坡的十年。 （背景原因：1980年9月召开的五届人大第三次会议上确立了20世纪末将
用电子表格进行本量利分析的方法
用电子表格进行本量利分析 的方法 -标准化文件发布号：（9456-EUATWK-MWUB-WUNN-INNUL-DDQTY-KII
用电子表格进行本量利分析的方法 本量利分析是管理会计的核心内容，它是对企业一定时期和一定业务量范围内的固定成本、变动成本、销售量、销售单价、利润等变量之间数量关系进行的一种定量分析方法，在企业预测、决策、规划和控制中得到广泛的应用。本量利分析本身并无复杂的理论和方法可言，但是本量利分析的计算工作量相当大，特别在因素分析时，如果变动的因素在一个以上，甚至全部因素都变动，那么其计算工作量就可想而知了。然而应用“MicrosoftExcel97电子表格”进行本量利分析就会使本量利分析的计算工作大大简化，可以毫不夸张地讲，用“Excel电子表格”进行本量利分析无疑是最简便、最直观、最经济和最迅速的方法。本文将举例说明如何使用“Excel电子表格”进行本量利分析的步骤和方法。1．启动Excel输入相关资料启动“Windows95”或“Windows98”之后，用鼠标单击“开始”，再单击“程序”及其下拉菜单中的“MicrosoftExcel”程序，即可启动“Excel电子表格”，出现一张标为“Book1”的空白电子表格。在空白的电子表格中输入进行本量利分析相关资料，并另存为“本量利分析”。2．输入公式计算保本点和保利点用鼠标单击B4输入公式“=B2－B3”，用鼠标单击E2单元格，输入公式“=B5/(B2－B3)”，用鼠标单击E3单元
格，输入公式“=B5/(B4/B2)”，用鼠标单击E4单元格，输入公式“=(B5＋B6)/(B2－B3)”，用鼠标单击E5单元格，输入公式“=(B5＋B6)/(B4/B2)”，按下回车键就分别计算出保本量、保本额、保利量和保利额指标，即创建完成了一个本量利分析的基本模型。 3.因素变动的本量利分析以上本量利分析的基本模型创建完成后，就可以大大简化了因素变动的本量利分析。在本量利分析中我们关心的是当单价、单位变动成本、固定成本总额、目标利润等因素中的一项或几项甚至全部发生变动时对保本点和保利点的影响。假定上例中的单价由元下降到100元，该因素的变动对保本点和保利点会产生什么影响？在手工条件下需要重新计算，工作量比较繁重，而利用以上模型问题就简单多了，只要在B2单元格中输入100并按下回车即可，模型将自动计算出单价因素变动后的保本量、保本额、保利量和保利额指标，在本例中分别为9194件、919355元、12151件和1215054元。除单价外，利用本量利分析基本模型对单位变动成本、固定成本总额、目标利润等其他任意一个因素变动对保本点和保利点影响的分析方法，完全和分析单价因素变动的方法相同，即使几个甚至全部因素同时发生变动时也是如此简单。 4.保本点和保利点变动对各因素影响程度分析上面我们已经掌握了各因素变动对保本量和保利点影响的分析方法，然而在本量利分
全要素说生产率
编辑本段全要素生产率的概念 全要素生产率 全要素生产率（Total Factor Productivity）又称为“索罗余值”，最早是由美国经济学家罗伯特.索罗（Robert M.Solow）提出，是衡量单位总投入的总产量的生产率指标。即总产量与全部要素投入量之比。全要素生产率的增长率常常被视为科技进步的指标。全要素生产率的来源包括技术进步、组织创新、专业化和生产创新等。产出增长率超出要素投入增长率的部分为全要素生产率（TFP，也称总和要素生产率）增长率。 编辑本段概述 经济学角度 全要素生产率 全要素生产率一般的含义为资源（包括人力、物力、财力）开发利用的效率。从经济增长的角度来说，生产率与资本、劳动等要素投入都贡献于经济的增长。从效率角度考察，生产率等同于一定时间内国民经济中产出与各种资源要素总投入的比值。从本质上讲，它反映的则是个国家（地区）为了摆脱贫困、落后和发展经济在一定时期里表现出来的能力和努力程度，是技术进步对经济发展作用的综合反映。全要素生产率是用来衡量生产效率的指标，它有三个来源：一是效率的改善；二是技术进步；三是规模效应。在计算上它是除去劳动、资本、土地等要素投入之后的“余值”，由于“余值”还包括没有识别带来增长的因素和概念上的差异以及度量上的误差，它只能相对衡量效益改善技术进步的程度。
50年代，诺贝尔经济学奖获得者罗伯特·M·索洛(Robert Merton Solow)提出了具有规模报酬不变特性的总量生产函数和增长方程，形成了现在通常所说的生产率（全要素生产率）含义，并把它归结为是由技术进步而产生的。 宏观经济学 全要素生产率是宏观经济学的重要概念，也是分析经济增长源泉的重要工具，尤其是政府制定长期可持续增长政策的重要依据。首先，估算全要素生产率有助于进行经济增长源泉分析，即分析各种因素(投入要素增长、技术进步和能力实现等) 对经济增长的贡献，识别经济是投入型增长还是效率型增长,确定经济增长的可持续性。其次，估算全要素生产率是制定和评价长期可持续增长政策的基础。具体来说,通过全要素生产率增长对经济增长贡献与要素投入贡献的比较，就可以确定经济政策是应以增加总需求为主还是应以调整经济结构、促进技术进步为主。 生产率增长率 全要素生产率 不过，目前学术界关于全要素生产率内涵的界定还有分歧。本文的全要素生产率是指各要素(如资本和劳动等) 投入之外的技术进步和能力实现等 导致的产出增加，是剔除要素投入贡献后所得到的残差，最早由索洛(Solow ,1957) 提出,故也称为索洛残差。在中国,近年来有些学者已开始研究全要素生产率问题，尤其在克鲁格曼(1999) 提出“东亚无奇迹”的论点后，这一问题更引起国内学者的普遍关注。一些学者估算了中国不同时期的全要素生产率增长率,如舒元(1993) 曾利用生产函数法估算中国1952 —1990 年间全要素生产率增长率，得到的结论是，全要素生产率增长率为0102 %，对产出增长的贡献率为013 %。王小鲁(2000) 同样利用生产函数法估算中国1953—1999 年间全要素生产率增长率，得到的结论是，1953 —1978 年间全要素生产率增长率为-0117% ,1979—1999 年间全要素生产率增长率为1146%，对经济增长的贡献率为1419 %。还有一些学者对全要
关于索洛残差法计算全要素生产率的再思考
关于索洛残差法计算全要素生产率的再思考 摘要：本文认为索洛提出的残差法在计算全要素生产率在理论上虽然具有可行性，但是在具体操作中存在科学性的问题。笔者对中国1952-2004部分省市的面板数据，利用索洛残差法计算了全要素生产率，对结果进行了分析和平稳性检验并论证了该方法计算的结果不具可信度，并对其可能的原因进行了分析。 关键词：全要素生产率（TFP）索洛残差经济增长 一、对索洛残差法和中国全要素生产率的思考 易纲、樊纲、李岩指出，索洛的主要的理论缺陷来源于以资本存量代替资本服务。这样难以对资本进行准确的估算，另外在实际中资本往往有一部分处于闲置状态，而新旧资本的使用效率也不一样，因此会高估全要素生产率。笔者却认为不仅如此，运用索洛残差法估算全要素生率的可行性值得商榷，因为该方法实质是求残差，而具体使用时又往往是通过计量的方法获得资本和劳动的产出弹性，这里面本身已经存在一个计量的随机误差项，如此计算出来的全要素生产率缺乏准确性，如果回归样本数过小，其计算数值根本不具有代表性。 克鲁格曼认为，如果用全要素生产率来衡量技术进步的话，亚洲各国的技术进步几乎为零。而近年来的实证研究也越来越多倾向于中国的全要素生产率过低，我国的经济几乎完全依赖资本的投入。笔者当然同意这种现状的存在的确可以部分解释计量全要素生产率结果过低。本文将采用索洛残差的一般方法，根据面板数据，来试图构建一个关于经济增长的大样本回归，以此测算我国及各省各区域的全要素生产率，通过分析实证结果证明索洛方法的应用性值得商榷。 二、模型和测算 笔者采用索洛模型 在数据上，笔者采集了1952-2004年的GDP，L，K。由于我们更多地关注1978年之后的生产函数形式，从1952起至1978，每隔3年取一次数据，在回归时将他们与1978年之后的数据视为连续数据，这样就相当于加大了1978年之后
中国人口政策演变历史概述说课讲解
中国人口政策演变历 史概述
中国人口政策演变历史概述人口政策，从其狭义的角度看，是指一个国家或地区从社会的、经济的、政治的、资源的、生态环境的综合战略利益出发，同时考虑到大多数群众的接受程度，对其人口的生育行为所采取的政府态度。这种态度，或者鼓励生育，以促进人口增长，或者限制生育，以减缓人口增长。在限制生育中，政府还要规定具体的限制要求，这种要求，往往与我们所追求的人口总量目标相联系。回顾中华人民共和国成立以来生育政策的演变历史，大体上可划分为3大阶段为鼓励生育阶段、生育政策酝酿转变（含反复）阶段和推行限制生育政策阶段。 一、阶段时期 ㈠、鼓励生育政策阶段：1949-1953,鼓励生育政策 ㈡、政策转变酝酿阶段：1954~1959年：政策转变酝酿，上层思想反复。 ㈢、实施限制生育政策阶段： 1960~1970年：实施限制生育政策，但没有全面开展。 1971~1979年：全面推行“晚、稀、少”政策（相当于“二胎化”）。 1980~1984年：生育政策紧缩，全面推行“一胎化”政策。 1984~1991年：在农村实行“一孩半”政策，但在城市继续实行“一胎化”政策。 1991年至今：现行计划生育政策的稳定。
揭示生育政策演变的历程，是为了运用科学历史主义的方法进行梳理和评价过去，以史为鉴，实事求是地总结经验，吸取教训，免蹈覆辙，指导未来。一句话，就是为未来中国生育政策的继续完善与发展服务。 1、“晚、稀、少”政策创造了生育率下降奇迹的第一个十年。 从1970年到1979年的整个70年代，全国城乡推行的“晚、稀、少”政策，允许有计划地生育子女数是最多两个。1971年，国务院批转了卫生部、商业部、燃化部《关于做好计划生育工作的报告》，指出在第四个五年计划期间，一般城市人口增长率要降到千分之十以下，农村要降到千分之十五以下。1973年12月，全国第一次计划生育汇报会上，提出计划生育要实行“晚、稀、少”。“晚”是指男25周岁、女23周岁才结婚；“稀”指两胎要间隔4年左右；“少”是指只生两个孩子。此后在各地的宣传中出现了“一个不少、两个正好、三个多了”的口号。可以说，七十年代的计划生育相当于“二胎化”。由于其“从紧”，紧的合情，“从严”，严的有理有度，所以经过宣传教育与热忱服务，易受到大多数群众的普遍理解与拥护。加之，适宜的奖罚措施，使“早、密、多”传统落后的生育模式，时过不久便初步形成了“晚、稀、少”式的生育控制模式，最终跻身到世界低生育水平国家行列。 2、紧缩政策导致生育率大幅反弹与完善政策抑制反弹的第二个十年。 1981～1982年，全国总和生育率回升为2.63和2.86，第一、二孩出生间隔超常地缩短为2.2年，出生率回升为20.91‰和22.61‰， 1980年至1984年初推行的紧缩政策，不仅导致了生育水平急剧回升，而且还使第三次人口出生高峰提前一年多于1986年到来。可见，80年代是紧缩政策酿成欲速则不达之果，是导致人口控制能力大幅滑坡，与完善政策尽最大努力抑制滑坡的十年。
索罗余值法测算全要素生产率的文献综述
第46卷 第8期 2019年8月 天 津 科 技 TIANJIN SCIENCE & TECHNOLOGY V ol.46 No.8Aug. 2019 基金项目：天津市重点招标项目“2017年天津市全要素生产率测算研究”(18ZLZDZF00210)。 收稿日期：2019-07-18 科学与社会 索罗余值法测算全要素生产率的文献综述 孟 媛，张 弛 (天津市科技统计与发展研究中心 天津300051) 摘 要：国内外全要素生产率的测算方法很多，例如索罗余值法、随机前沿法、数据包络法等，其中应用较为普遍的是索罗余值法。通过简要梳理索罗余值法的推导过程，归纳较为普遍的关于该理论的基本假设(即规模效益不变和希克斯中性)的质疑，以及阐述全要素生产率与技术进步的关系，说明全要素生产率衡量技术进步是不完全准确的。关键词：全要素生产率 索罗余值法 技术进步 中图分类号：F204；F224 文献标志码：A 文章编号：1006-8945(2019)08-0094-02 Literature Review on Measurement of Total Factor Productivity by Solow Residual Method MENG Yuan ，ZHANG Chi (Tianjin Science and Technology Statistic Center ，Tianjin 300051，China ) Abstract ：There are many measurement methods of total factor productivity at home and abroad, such as the Solow residual method, stochastic frontier method, data enveloping method and so on. The Solow residual method is widely used. The gen-eral doubts about its basic assumptions (namely, constant scale benefit and Hicks neutral) are summarized by briefly combing the derivation process of the Solow residual method. The relationship between total factor productivity and technical progress is discussed, indicating that the measurement of technical progress by total factor productivity is not completely accurate. Key words ：total factor productivity ；Solow residual method ；technical progress 十九大指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，并提出要提高全要素生产率。关于全要素生产率，国内外学者进行了较多研究，测算方法不一，包括索罗余值法、随机前沿法、数据包络法等，其中索罗余值法的应用范围较为广泛。本文通过文献综述，简要介绍索罗余值法测算全要素生产率的过程，根据其适用的前提条件探讨测算的局限性，进而阐述全要素生产率与技术进步的关系。 1 索罗余值法简介 索罗[1]并不是第一个将生产函数与生产率联系起来的人，早在1942年Tinbergen 就探索过两者之间的关系，但是索罗的开创性贡献在于他在生产函数和指数方法之间建立了较为简洁且实用的理论联系。 索罗余值法是基于柯布-道格拉斯生产函数(即CD 生产函数)得到的，以规模效益不变和希克斯中 性(Hicks neutral )为基本假设前提。规模效益不变指 的是在既定的技术水平下，要素价格不变时，产出增加的比例等于所有投入要素增加的比例。希克斯中性指的是投入要素资本和劳动的边际产出的比率不变。CD 生产函数为： (,)t t t t Q A F K L = (1) 式中：Q t 指的是产出，K t 指的是资本投入，L t 指的是劳动投入，希克斯A t 指的是在资本和劳动投入水平不变时产出增加的部分，即全要素生产率，经常被用以衡量“技术进步”。 上述公式(1)变形，可以得到相对希克斯效率A t /A 0，即Q t /Q 0作分子，生产函数中要素积累的部分F (K t ，L t )/F (K 0，L 0)作分母。但是由于各投入要素的计量单位不同，这样并不能直接得到希克斯效率。 索罗运用非参数指数法，将上述公式变形得到： t t t t t t t t t t t t Q K K L L A Q Q Q K Q K L Q L A ??=++?? (2)
浅论中国人口的现状及解决办法
浅谈中国人口的现状及解决办法 记得我上小学时，学校开了一门课《社会》，就是让我们了解我们国家的人口，民族，语言，省份等常识。当初对数字还没什么印象，当老师提及中国有数十亿人口时，我们在老师的惊呼中在脑海中留下了中国是一个人口大国的浅浅的印象。至于这个“大”所折射的含义，当初根本没有概念，随着中国人口的发展，现在也只能对这个“大”做浅浅的分析和理解。 中国是世界上人口最多的发展中国家。人口众多、资源相对不足、环境承载能力较弱是中国现阶段的基本国情，短时间内难以改变。人口问题是中国在社会主义初级阶段长期面临的问题，是关系中国经济社会发展的关键性因素。人口问题的重要性毋庸赘言，既然如此我们必须理性的认清中国到底存在哪些人口问题，也即中国人口的现状是怎样的。 现就从数量、素质、结构、分布来一窥中国人口的现状。 一、人口数量。庞大的人口数量一直是中国国情最显著的特点之一。虽然中国已经进入了低生育率国家行列，但由于我国热口基数大和人口增长的惯性作用，当前和今后十几年，中国人口净增数仍很大。按照目前总和生育率1.8预测，2020年，中国人口总量将达到14.6亿；人口总量高峰将出现在2033年前后，达15亿左右。受20世纪80年代-90年代第三次出生人口高峰的影响，在2005年-2020年期间，20岁-29岁生育旺盛期妇女数量将形成一个高峰。同时，由于独生子女陆续进入生育年龄，按照现行生育政策，政策内生育水平将有所提高。上述两个因素共同作用，导致中国将迎来第四次出生人口高峰。庞大的人口数量对中国经济社会发展产生多方面影响，在给经济社会的发展提供了丰富的劳动力资源的同时，也给经济发展、社会进步、资源利用、环境保护等诸多方面带来沉重的压力。二、人口素质。中国政府加大公共卫生事业建设力度，不断提高人口健康素质。平均预期寿命已经得到很大提高，孕产妇死亡率，婴儿死亡率，5岁以下儿童死亡率均明显下降。传染病、寄生虫病和地方病的发病率和死亡率均大幅度减少。非典型肺炎、禽流感等新发传染病得到有效的监测和控制，艾滋病防治工作取得明显进展。从总体上讲，中国人口健康素质仍然不高。数以千万计的地方病患者和残疾人给家庭和社会带来沉重的负担。防治艾滋病形势依然十分严峻。中国政府加快发展教育事业，人口科学文化素质显著提高。中国普及九年义务制义务教育的人口覆盖率，6岁及以上人口平均受教育年限，人口粗文盲率等数据均显示人口文化素质的提高。受高层次教育的人数大幅度增加，受小学教育人口比重逐步下降。但是中国人口科学文化素质的总体水平还不高，主要表现在：一是人口粗文盲率大大高于发达国家2％以下的水平；二是大学粗入学率大大低于发达国家；三是平均受教育年限不仅低于发达国家的人均受教育水平，而且低于世界平均水平。并且，城乡人口受教育程度存在明显差异。三、人口结构。从人口年龄结构看，第一，当前中国人口社会抚养比较低，劳动年龄人口比重大，劳动力资源丰富，为经济快速发展提供了强大的动力。未来一、二十年是中国经济社会发展的人口红利期。但庞大的劳动年龄人口也给就业带来了巨大的压力，目前，中国城镇每年新增劳动力近千万，农村剩余劳动力2亿多。并且，劳动年龄人口将保持增长态势。这对就业、产业结构调整和社会发展事业提出了更高要求。第二，根据国际标准，中国已经进入老龄社会。中国老龄化呈现速度快、规模大、“未富先老”等特点，对未来社会抚养比、储蓄率、消费结构及社会保障等产生重大影响。第三，从人口性别结构看，从20世纪80年代开始，出生人口性别比持续升高。四、人口分布。从城乡分布来看，全国城镇人口低于下面缓存人口比重。近年来，由于积极推进人口城镇化和产业结构升级，实施城市带动农村、工业反哺农业的发展战略，人口城镇化率以每年超过1个百分点的速度增长。采取多种措施和合理规划，引导农村富余劳动力向非农产业转移，努力改善农民进城务工环境，促进农村劳动力有序流动。大量农村劳动力进城务工，为城市发展提供了充裕的劳动力，同时也改善了农村的经济状况。与此同时，流动人口管理与服务体系却严重滞后，亟待完善。庞大的流动迁移人口对城市基础设施和公共服务构成巨大压力。流动人口就业、子女受教育、医疗卫生、社会保障以及计划生育等方面的权利得不到有效保障，严重制约着人口的有序流动和合理分布，统筹城乡、区域协调发展面临困难。
【最新2019】中国“全要素生产率”或降为2.7%word版本 (1页)
【最新2019】中国“全要素生产率”或降为2.7%word版本 本文部分内容来自网络整理，本司不为其真实性负责，如有异议或侵权请及时联系，本司将立即删除！ == 本文为word格式，下载后可方便编辑和修改！ == 中国“全要素生产率”或降为2.7% 中国社会科学院副院长蔡昉10日表示，中国的全要素生产率正在呈现持续下滑态势，并将在“十三五”时期进一步降为2.7%。 图片源自网络 请看相关报道： China should take actions to cope with its falling total factor productivity ( TFP ), a senior expert with a government think tank said Sunday . 1月10日，政府智囊团的一位资深专家表示，中国应采取措施应对全要素生产率下滑态势。 全要素生产率（ total factor productivity ， TFP ），也称总和要素生产率，是各种要素投入水平既定的条件下，所达到的额外生产效率，是分析经济增长源泉的重要因素。经济增长、人均收入和财富水平提高最终要依赖全要素生产率的提高。 中国社会科学院副院长蔡昉在第七届中国经济前瞻论坛上说，在人口红利 （ demographic dividend ）消失以后，中国经济增长要寻找新动力。目前，我国全要素生产率增速呈现下行趋势，他预测全要素生产率“十三五”时期会下降到2.7%。 他指出，要通过四方面措施进行调整：改革户籍制度（ reform household registration system ）；大力推进教育改革，把义务教育扩大到更大范围（ expand compulsory education to more people ），提高劳动力的质量（ increase the quality of labor force ）；解决各个领域的产能过剩（ overcapacity ）问题，进一步降低杠杆率（ leverage ratios ）；创造好的制度条件、政策环境，让企业能够自由进入，并让那些不再有生产力提高潜力和没有竞争力的企业退出（ create a policy environment where promising enterprises can easily enter the market and non - competitive ones are forced to exit ）。
经济发展论文：全要素生产率研究方法述评
经济发展论文： 全要素生产率研究方法述评 摘要:全要素生产率作为反映经济增长质量的重要指标,近年来引起了国内外学者的广泛关注。目前测算全要素生产率的方法大致分为两类:参数方法和非参数方法,它们的区别在于是否需要假设具体的生产函数形式。文章以上述分类方法为基础,对全要素生产率的研究方法进行了详细论述,并总结了不同方法在测算中的优势和不足,同时对相关研究文献进行了简要评述。最后,对我国全要素生产率的研究方向进行了探讨。 关键词:全要素生产率;索洛余值法;随机前沿生产函数法;数据包括分析法 一、引言 全要素生产率(TFP)是宏观经济学的重要概念,也是分析经济增长源泉的重要工具,尤其是政府制定长期可持续增长政策的重要依据。首先,估算全要素生产率有助于进行经济增长源泉分析,即分析各种因素(投入要素增长、技术进步和能力实现等)对经济增长的贡献,识别经济是投入型增长还是效率型增长,确定经济增长的可持续性。其次,估算全要素生产率是制定和评价长期可持续增长政策的基础。具体来说,通过全要素生产率增长对经济增长贡献与要素投入贡献的比较,就可以确定经济政策是应以增加总需求为主还是应以调整经济结构、促进技术进步为主。改革开放以来,国内外学者对中国的全要素生产率进行了深入研究,产生了大量的研究文献,但这些文献对TFP的估算结果存在较大差异,引发了许多争论,究其原因主要有两点:一是数据来源和处理方法不同,二是测算方法不同。测算TFP的方法多种多样,每种方法都有其优缺点和适用对象,究竟哪种方法更为恰当,哪一个研究的结果更为准确,哪种方法或哪种研究思路对于改革以来中国经济增长的分析更为适用?为此,有必要对既有的TFP研究方法进行梳理和总结,并指出其中存在的缺陷和不足,以利于研究者对TFP有一个较为客观的认识和了解,进而进行科学的计算。 目前测算TFP的方法大致分为两类:参数方法和非参数方法,它们的区别在于是否需要假设具体的生产函数形式。参数方法主要有索洛余值法、拓展的索洛余值法、随机前沿生产函数(SFA)法等,非参数方法主要有指数法、数据包络分析(DEA)法等,本文以上述分类方法为基础,对相关文献进行评述。 二、参数方法 1. 索洛余值法。索洛余值法最早由索洛(Solow,1957)提出,基本思路是估算出总量生产函数后,采用产出增长率扣除各投入要素增长率后的余值来测算全要素生产率增长,故也称生产函数法。在规模收益不变和希克斯中性技术假设下,全要素生产率增长就等于技术进步率。 由于模型简单,合乎经济原理,因此国内外很多学者利用这种方法对我国全要素生产率进行测算。如邹至庄(1993,2002)、张军(2002)、郭庆旺等(2005)、涂正革等(2006)等,尽管研究结果存在分歧,但绝大多数研究认为中国改革开放以前的经济增长是低效率的,TFP增长十分缓慢,而改革开放以后经济增长质量比改革开放以前有了较大的改善;国企的全要素生产率低于集体企业等。 在利用索洛余值法测度TFP时,存在着如下缺陷和不足: (1)该方法中TFP通过方程的“剩余”计算出来,不能直接求解,这种通过“剩余”得到的计算结果,包括了整个方程的计算误差,由此得到的结果的精确性有待提高。Jorgenson & Grilliches(1967)认为全要素生产率实际是一种计算误差,引起这种误差应归因于两个原因:
新中国人口政策回顾与展望
新中国人口政策回顾与展望 田雪原《人民日报》（2009年12月4日07 版） 我国是世界第一人口大国，人口问题关系经济社会发展全局。新中国成立特别是改革开放以来，我国人口转变的加速推进成为经济社会发展的重要基础，其中以降低生育率为主旨的人口政策的有效实施起到了关键作用。然而，目前社会上对我国人口政策还有不同看法和一些猜测，需要澄清；同时，步入低生育水平阶段以后，人口的变动又走到十字路口，人口政策面临新的抉择。 历史的足迹 新中国是在半殖民地半封建社会基础上建立起来的，封建社会“多子多福”的传统观念影响深远。1953年全国人口普查，出生率上升到37.0％。，死亡率下降到14.0％。，自然增长率创下23.0％。的新高。这表明，在短短的3年国民经济恢复时期，我国人口再生产类型就完成了由高出生、高死亡、低增长向高出生、低死亡、高增长的转变，随后迎来第一次生育高潮。这种情况引起了党和政府的关注，毛泽东同志在党的八大三次会议（扩大）的讲话中，提出抓人口问题“三年试点，三年推广，四年普遍实行”的设想，展露出新中国人口政策的雏形。1957年7月5日《人民日报》发表了马寅初的《新人口论》，分析了人口增长过快同经济社会发展的矛盾，主张控制人口数量、提高人口质量，曾受到毛泽东等中央领导同志的赞扬。但是，1957年反右派斗争一起，将适当控制人口增长当作马尔萨斯人口论批判，进而形成了“人口越多、劳动力越多、积累越多、发展越快”——人口越多越好的理论教条，人口问题成为无人敢于问津的“禁区”。虽然20世纪60年代前期，中央领导同志和有关文件曾提及控制人口和实行计划生育，但没有真正贯彻下去。在10年“文革”期间，人口和计划生育工作处于停顿、半停顿状态。
量本利分析法
量本利分析法 变动成本法 资料大隆机器厂以前对外公开的收益表一贯采用全部成本计算法进行编制， 其最近三年的 简明资料如下： 2004年 2005年 2006年项目（元）（元）（元）销售收入 100 000 60 000 120 000 销售成本 60 000 36 000 72 000 销售毛利 40 000 24 000 48 000 推销及管理费用 20 000 20 000 20 000 税前净利 20 000 4 000 28 000 该厂2004-2006年连续三年的产销情况如下： 年份 2004年 2005年 2006 年项目（件）（件） （件） 生产量 10 000 10 000 10 000 销售量 10 000 6 000 12 000 已知：该厂的产品单位变动成本为4元，其固定成本按每件2元的基础摊于产品。 （1）用变动成本计算法编制2004-2006年三年的收益表。 （2）说明采用两种不同方法所求得的税前利润为什么有的年度相同，有的年度不同？如 不同，相差多少？可以采用什么方法验算？ （1）按变动成本计算法编制的收益表： 项目 2004年 2005年 2006年 销售收入 100000 60000 120000
减：变动成本 已销产品变动成本 40000 24000 48000 贡献边际 60000 36000 72000 减：期间成本 固定生产成本 20000 20000 20000 推销及管理费用 20000 20000 20000 合计 40000 40000 40000 税前利润 20000 -4000 32000 22004完全成本计算法与按变动成本计算法计算的结果相同。 2005年由于产量大于销量，即期末存货大于期初存货，完全成本计算法将固定成本的一 部份随存货转入2006年，因此2005年按完全成本计算法计算所得的税前利润大于按变动成 本计算法计算所得的税前利润。2006年由于产量小于销量，使得期末存货小于期初存货， 按完全成本计算法计算所得的税前利润小于按变动成本计算法计算所得的税前利润，上述分 析可以用下式进行计算： 2005年相差数=4000-（-4000）=8000 2006年相差数=28000-32000=-4000 式中的2元是指每件产品中的固定成本。 通过练习，掌握变动成本计算法和完全成本计算法，并用以计算单位产品成本及营业净利润。 新乐玩具厂生产一种玩具，2006年有关生产、销售和成本的数据如下：
全要素生产率
全要素生产率是指“生产活动在一定时间内的效率”。是衡量单位总投入的总产量的生产率指标。即总产量与全部要素投入量之比。全要素生产率的增长率常常被视为科技进步的指标。全要素生产率的来源包括技术进步、组织创新、专业化和生产创新等。产出增长率超出要素投入增长率的部分为全要素生产率（TFP，也称总和要素生产率）增长率。 全要素生产率（Total Factor Productivity）又称为“索罗余值”，最早是由美国经济学家罗伯特.索罗（Robert M.Solow）提出，是衡量单位总投入的总产量的生产率指标。即总产量与全部要素投入量之比。全要素生产率的增长率常常被视为科技进步的指标。全要素生产率的来源包括技术进步、组织创新、专业化和生产创新等。产出增长率超出要素投入增长率的部分为全要素生产率（TFP，也称总和要素生产率）增长率。 经济学角度全要素生产率一般的含义为资源（包括人力、物力、财力）开发利用的效率。从经济增长的角度来说，生产率与资本、劳动等要素投入都贡献于经济的增长。从效率角度考察，生产率等同于一定时间内国民经济中产出与各种资源要素总投入的比值。从本质上讲，它反映的则是个国家（地区）为了摆脱贫困、落后和发展经济在一定时期里表现出来的能力和努力程度，是技术进步对经济发展作用的综合反映。全要素生产率是用来衡量生产效率的指标，它有三个来源：一是效率的改善；二是技术进步；三是规模效应。在计算上它是除去劳动、资本、土地等要素投入之后的“余值”，由于“余值”还包括没有识别带来增长的因素和概念上的差异以及度量上的误差，它只能相对衡量效益改善技术进步的程度。 50年代，诺贝尔经济学奖获得者罗伯特·M·索洛(Robert Merton Solow)提出了具有规模报酬不变特性的总量生产函数和增长方程，形成了现在通常所说的生产率（全要素生产率）含义，并把它归结为是由技术进步而产生的。 宏观经济学 全要素生产率是宏观经济学的重要概念，也是分析经济增长源泉的重要工具，尤其是政府制定长期可持续增长政策的重要依据。首先，估算全要素生产率有助于进行经济增长源泉分析，即分析各种因素(投入要素增长、技术进步和能力实现等) 对经济增长的贡献，识别经济是投入型增长还是效率型增长,确定经济增长的可持续性。其次，估算全要素生产率是制定和评价长期可持续增长政策的基础。具体来说,通过全要素生产率增长对经济增长贡献与要素投入贡献的比较，就可以确定经济政策是应以增加总需求为主还是应以调整经济结构、促进技术进步为主。 生产率增长率 不过，目前学术界关于全要素生产率内涵的界定还有分歧。本文的全要素生产率是指各要素(如资本和劳动等) 投入之外的技术进步和能力实现等导致的产出增加，是剔除要素投入贡献后所得到的残差，最早由索洛(Solow ,1957) 提出,故也称为索洛残差。在中国,近年来有些学者已开始研究全要素生产率问题，尤其在克鲁格曼(1999) 提出“东亚无奇迹”的论点后，这一问题更引起国内学者的普遍关注。一些学者估算了中国不同时期的全要素生产率增长率,如舒元(1993) 曾利用生产函数法估算中国1952 —1990 年间全要素生产率增长率，得到的结论是，全要素生产率增长率为0102 %，对产出增长的贡献率为013 %。王小鲁(2000) 同样利用生产函数法估算中国1953—1999 年间全要素生产率增长率，得到的结论是，1953 —1978 年间全要素生产率增长率为-0117% ,1979—1999 年间全要素生产率增长率为1146%，对经济增长的贡献率为1419 %。还有一些学者对全要素生产率与经济增长进行了理论思考，如郑玉歆(1999) 对全要素生产率测度和经济增长方式转变的阶段性规律进行了详细讨论，但未给出中国全要素生产率的具体估算。易纲、樊纲和李岩(2003) 提出中国经济存在效率提升的四点证据，指出新兴经济在测算全要素生产率上面临的困难，并给出新兴经济全要素生产率的测算模型，但他们也未给出具体估算。本文在析比较全要素生产率四种
新中国人口发展历程及现状
新中国人口发展历程及现状 一、新中国人口发展历程 中国人口的发展同中国社会的发展一样经过了漫长而曲折的道路。在党和政府的坚强领导下，经过长期不懈的努力，人口发展已经结束了高增长的历史，步入健康发展的轨道。 新中国成立60年来，中国人口发展经历了两个不同的时期：一是实行计划生育政策之前，人口发展处于无计划、自发的高增长时期；二是实行计划生育政策之后，人口发展逐步走向有计划、可控制的平稳增长时期。这两个不同发展时期的区别，不仅表现在出生率、死亡率的变化上，而且还表现在人口发展模式的转变，以及人口年龄结构的变化上。 （一）人口总量的发展 人口发展与社会经济的发展是密不可分的，结合社会经济发展的不同状况，可以把中国人口总量的发展过程划分为以下几个阶段。 1、第一个人口高增长阶段（1949—1957年） 新中国成立之前，由于战乱频繁，社会动荡不安，经济得不到发展，人口发展缓慢，明显呈现出高出生、高死亡、低增长的特征。新中国成立后，社会安定，经济发展，人民的生活水平及医疗卫生条件不断得到改善。人口的发展也出现了新的特征，死亡率大幅度下降，出生率维持在高水平，从而出现了人口自然增长率高的人口高增长状况。1949年，全国人口出生率为36‰，死亡率为20‰，自然增长率为16‰，年底全国总人口为5.42亿。到1957年，死亡率下降到了10.8‰，而自然增长率上升为23.2‰，总人口达到6.47亿。1949—1957年的八年间，人口净增1.05亿。这是建国以后出现的“第一次人口生育高峰”。 2、人口低增长阶段（1958—1961年） 1959至1961年，连续三年的自然灾害，使经济发展出现了波折，人民生活水平受到影响，致使人口死亡率突增，出生率锐减。1959年人口死亡率上升到了14.6‰，1960年进一步上升到25.4‰，而人口出生率只有20.9‰，人口自然增长率大幅度下降，其中1960年、1961年连续两年人口出现负增长。 3、第二个人口高增长阶段（1962—1970年） 三年自然灾害过后，经济发展状况逐渐好转，人口发展的不正常状态也迅速得到改变，人口死亡率开始大幅度下降，强烈的补偿性生育使人口出生率迅速回升，人口增长进入了建国以来前所未有的高峰期，并一直持续到20世纪70年代初。这一时期，人口出生率最高达到43.6‰，平均水平在36.8‰；人口死亡率重新下降到10‰以下，并逐年稳步下降，1970年降到7.6‰。出生率的上升和死亡率的下降，使这一阶段的人口年平均自然增长率达到27.5‰，年平均出生人口达到2688万人，8年净增人口1.57亿，这是建国以后出现的“第二次人口生育高峰”。