研究生年终总结范文

研究生年终总结篇1

关键词：初育年龄;去进度效应总和生育率;终身生育率;人口内在自然增长率

中图分类号：C921文献标识码：A文章编号：1000-4149（2015）02-0001-10

DOI：10.3969/j.issn.1000-4149.2015.02.001

收稿日期：2014-11-04;修订日期：2015-01-06

基金项目：国家自然科学基金国际（地区）合作与交流项目“人口变化，城乡人口流动，和中国的农业与农村发展”（71361140370）;江苏省高校优势学科建设工程资助项目（PAPD）。

作者简介：钟甫宁，南京农业大学经济管理学院教授、博士生导师，南京农业大学中国粮食安全研究中心主任;王亚楠，南京农业大学经济管理学院博士研究生。

A Study of Intrinsic Population Growth in China in the Perspective of Cohort：

Based on the Comparison of Two Approaches Estimating CFR

ZHONG Funing1，2， WANG Yanan1

（1.College of Economics and Management， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095，China;

2.China Center for Food Security Studies， Nanjing Agricultural University， Nanjing 210095，China）

Abstract：This paper concludes that the method estimating CFR based on the mean childbearing age at the first birth provides a better estimate compared with that based on TFR statistics in backward “forecasting”， and more stable estimates in forward forecasting. The estimates from the 2 approaches both indicate that the intrinsic rate of natural growth has become negative since women entering their childbearing age in the early 1970s， and continued to decline subsequently. The minimum replacement level required to keep population constant is calculated at the level higher than 2.1 acknowledged widely because of the higher malefemale birth ratio. Chinese population continues to grow after 1970， due to growth in life expectancy， and relatively high ration of women childbearing to the total. We should pay attention to both the number of birth also the population structure in the future. In addition， the timing of first birth cannot be ignored because of its impact on total number of children a woman may have in whole life.

Keywords：the mean childbearing age at first birth; total fertility rate without tempo effect; completed fertility rate; intrinsic rate of natural increase

一、引言

由于人口变迁一般规律和计划生育政策的双重作用，中国自20世纪70年代以来生育水平大幅度下降，进入90年代后，总和生育率降至更替水平以下，2012年的总和生育率仅为1.246，然而，生育率的持续下降并没有带来人口的迅速减少，2012年全国人口仍保持4.95‰的正增长水平。这主要是由于过去高生育水平积累起来的人口正增长惯性对中国人口总量的增长在发挥显著的促进作用，即人口年龄结构中育龄妇女占有较高比重，以及人口预期寿命延长带来的结果。长期的低生育水平必然会导致未来人口的减少，一旦人口正增长惯性的作用消失殆尽，负增长惯性取而代之发挥作用，便会加剧人口减少的速度。为避免因到时再来提高生育水平而无法有效及时地抑制人口负增长以及缓解人口老龄化问题，中国政府已经颁布并开始实施适当鼓励生育的计划生育政策，例如允许“双独”、“单独”家庭生育二胎。可见，探究掩盖于人口年龄结构之下的真正的人口增长水平以及蕴藏在人口年龄结构内部的人口增长惯性，对于清楚地了解人口长期发展趋势，完善计划生育政策的制定与实施具有重要的意义。

国内已有学者关注中国人口内在增长水平以及人口增长惯性问题，研究发现，早在1990年人口内在自然增长率就已由正变负，人口负增长惯性正在逐渐积累起来[1-2]。总体而言，这类研究基本是针对不同时期人口增长趋势的分析与模拟，尽管能够直观地给出具体一段时间内或某个时间点上的人口总量，但却需要建立在稳定人口的假设之上，即年龄别生育率与死亡率保持长期稳定不变^[3]，也就是要求同一时期各年龄人口具有相同的生育和死亡模式，显然这在现实中难以满足，尤其是在社会变迁比较明显的时期。

从本质上讲，人口内在自然增长率实际测度的是代际间的年均更替率。妇女终身生育率、出生婴儿性别比、妇女存活概率以及平均世代间隔是构成人口内在自然增长率的主要参数。但是，平常我们无法直接观察到未结束生育期的年龄组（队列）妇女的终身生育率，而能够很容易地得到任一年份各年龄组（队列）妇女当年生育率并加总得到

总和生育率。这是很多研究会直接应用总和生育率分析时期角度的人口内在增长水平，而非应用终身生育率分析队列角度的人口内在增长水平的重要原因之一。但对于前者有两点值得注意：一方面，应用前者所分析得到的结果无法代表任一真实人口队列的增长水平;另一方面，总和生育率的较强波动性将难以对长期人口发展趋势进行稳定的预测。相反的，后者并不存在上述问题，虽然无法直接刻画出不同时期的人口规模，但至少能够作为时期人口内在增长水平研究的一个有益补充，根据各年龄人口的真实变化趋势分析具有不同年龄结构的人口的长期发展规律，有助于进一步了解未来人口的变化方向及增减速度。然而，一个亟待解决的问题便是如何缩短甚至消除终身生育率的时滞期限而令其具有更强的实际意义？

随着研究者们对总和生育率的深入认识和分析方法的不断改进，在一定条件下能够实现总和生育率对终身生育率的估计。邦戈茨（Bongaarts）和菲尼（Feeney）指出常规的总和生育率会因为时期生育年龄的变动（所谓的进度效应）而产生显著的失真，因而提出了去进度效应总和生育率，简称BF方法^[4]，该方法一经提出便引起了人口学界的广泛热议并催生出一系列的相关研究。一些研究对于这一指标到底在测量什么提出了质疑[5-7]，因为它既不是对时期生育水平的估计又不是真正意义上的终身生育率^[8]。邦戈茨和索博特卡（Sobotka）新近提出了对该指标进一步改进的方法，并认为在一定条件下，比较去进度效应总和生育率和终身生育率是合理的，如用于队列生育率变化很慢，没有显著波动，而时期生育率的分布形状变化也很小的当代欧洲人口^[9]。显然，这种转换方法也并不适用于任何一类人口群体。

笔者在一项研究中提出了利用初育年龄对终身生育率进行测度的尝试，并验证了该方法具有一定的可行性及合理性^[10]。作为后续研究，本文将进一步以预测效率和稳定性为标准，比较初育年龄测度法与去进度效应总和生育率估计终身生育率的方法，并探讨上述两种方法在预测人口内在自然增长率方面的差异。以此为依据，本文将从队列视角揭示中国人口内在增长潜力，并结合人口年龄结构的变化特征探讨未来中国人口可能的发展趋势。目的在于与时期性质的人口变动水平进行对比，从另一个侧面为长期人口预测以至生育政策的制定提供科学合理的理论依据。

二、终身生育率两种估计方法的比较

1.去进度效应总和生育率及其对终身生育率的估计

早在20世纪50年代，一些国外学者就已研究发现总和生育率无法准确反映生育数量的变化：受生育时间变化的影响，即使实际队列的终身生育水平不发生改变，年度间的总和生育率也会被提高或降低。瑞得（Ryder）首先提出应用一个人口中每个队列平均生育年龄的变化量对这一扭曲进行调整的思想^[11]，在此基础上，邦戈茨和菲尼进行了进一步的提炼，将这种扭曲称之为生育进度效应，并运用某一时期前后两年的分胎次平均生育年龄差异作为调整系数，试图用来消除该效应以得到真正的生育数量水平^[4]。具体的调整思路可由如下的基本数学表达形式做出解释：

MACi=∑49α=15fi，x*α+0.5∑49α=15fi，x（1）

ri=（MACi，t+1-MACi，t-1）/2（2）

TFR*i=TFRi/（1-ri）（3）

TFR*=∑ni=1TFR*i（4）

从上述公式可知，去进度效应总和生育率仅根据不同胎次年龄别生育率数据进行调整，并不需要额外的信息。其中，i表示胎次，MACi表示分胎次的平均生育年龄，ri是调整系数，公式（2）是经过整理后的简便表达形式，其计算依据是以当年及上一年生育年龄的平均数作为平均生育年龄年初值，以当年与下一年的均值作为年末值，最终用年末与年初的差值表示当年平均生育年龄的变动。如果当期的总体生育时间表现为向后推迟的状态，即ri>0，那么得到的TFR*将大于TFR，也就是说实际的生育势能并没有在当期完全释放出来，而是向后累积，观察到的生育水平要低于真实的生育水平。当然，可能会出现ri>1、TFR*为负的异常现象，即平均生育年龄的变动幅度非常大。郝娟、邱长溶运用中国的经验数据证实的确会存在这种可能性^[12]。虽然这与数据的质量有一定关系，但主要应是由于该方法要求年龄别生育率曲线形状不变、各年龄育龄妇女平均生育第i孩年龄的年变化幅度相等，一旦现实与这一强假设条件相差较远，去进度效应总和生育率的稳定性会变得很差^[13]。

随着对去进度效应总和生育率研究的不断深入，近期，邦戈茨等人在原方法的基础上将生育率替换为生育概率，提出了一种综合考虑孩次结构与进度效应的调整指标TFRp*，并用欧洲多国的数据验证了其较TFR*具有更强的稳定性^[9]。一般来说，新指标的稳定性如何是多数研究探讨的焦点，因为并不存在一个真实的标准而难以对其效度进行评价。由于目前不完全具备计算所需的数据，因此，暂时难以将TFRp*应用于中国生育研究中^[14]。

不过，邦戈茨认为，在特殊条件下，调整的总和生育率与那些在同时期内已达平均生育年龄妇女队列滞后取得的终身生育率值还是可以比较的。例如，1965年15岁的育龄妇女队列的平均生育年龄为25岁，那么该队列的终身生育率对应的是1975年调整的总和生育率。值得注意的是，这里的总和生育率是5年的移动平均值，而不是真正的终身生育率。尽管该方法较为粗糙，而且中国生育水平变化的实情确实很难满足二者的可比条件，但这却是目前为止最能够简单有效地将总和生育率转换为终身生育率的方法，可将其简称为总和生育率转换法。

2.利用初育年龄对终身生育率的模拟

笔者在另一项研究中指出：一生的生育是一个完整的过程，后一生育事件的发生必定建立在前一生育事件的基础上。因此，一方面遵循基本的生理规律，另一方面根据初次生育时间选择和终身生育数量的决策机制，推断属于前期生育行为的初育年龄与终身生育数量高度相关具有相当的合理性，而且在统计学上得到了强力支持^[10]。该方法的具体思路是根据可获得的时期跨度较大的15-49岁年龄别生育率数据，分别计算出不同队列的初育年龄与终身生育率，采用双对数模型进行模拟，另外需加入时间变量以捕捉其他因素对终身生育率的影响，基本模型如下：

lnCFR=β0+β1lnMAC1+β2lnYEAR+ε（5）

然而，过去高生育水平时期初育年龄与终身生育率的拟合结果并不意味着可以简单地用于更替水平以下时期的预测，关键在于人们对二胎生育的改变情况。如果同一年份出生的多数人的最少生育数量为两个孩子，那么当终身生育率降至2附近时，很难再按照过去的水平随着初育年龄继续下降;如果大部分人普遍能够接受1个孩子的最少生育数量，那么二胎会同多胎一样与初育年龄的变化高度相关，而在接近1的水平上放缓下降速度。在中国，农村人口人均收入水平低于城镇，同时计划生育政策也相对宽松，并且其生育观念也较为传统，2个孩子仍可能是多数农村人口的最低生育数量需求。而在城镇，仅生育一胎的家庭则会更多。当然，随着农村人口不断地向城镇迁移，以及城乡间人口流动的加速，农村人口的生育行为会与城镇人口逐渐趋同。因此，可以模拟当社会总体的终身生育水平降至2附近时，未来人口全部遵循城镇和农村人口两种极端情况下的生育水平变化趋势，并且根据农村和城镇人口比重对其进行加权平均，从而得到更可靠的预测结果。

3.两种估计方法的结果比较

既然初育年龄测度法和总和生育率转换法均可以得到终身生育率的估计值，那么就能够以真实值为标准对不同方法的结果进行稳定性和有效性的检验。根据1950-2012年中国育龄妇女年龄别生育率数据，可以计算得到1950-1978年开始进入生育期的29个完整队列的终身生育率。从数据上显示，随着时间的推移，实际终身生育率呈现稳定下降的趋势，而1977年15岁的育龄妇女队列的数值则出现了略微上升的现象，为考察这一变化是新的趋势还是数据的异常情况，我们进一步估计了1979年妇女队列的终身生育率，假设其相应的缺失49岁生育率数据对计算结果的影响可以忽略不计。因此，实际上是应用1950-1979年30个完整队列的终身生育率真实值对上述两种方法的结果进行评价，比较结果如图1所示。

图1初育年龄测度法与总和生育率转换法估计值与真实值的比较

注：根据总和生育率转换法计算1951-1991年15岁育龄妇女队列的终身生育率估计值需要对应1964-2004年的TFR*值，其中，1964-1996年TFR*值引自：郭志刚.时期水平指标的回顾与分析[J].人口与经济，2000（1）;1997-2004年TFR*值是作者根据历年《中国人口与就业统计年鉴》中年龄别生育率数据整理计算而得。

其中，CFR是30个育龄妇女队列终身生育水平的真实值，CFR*是利用初育年龄测度得到的终身生育率估计值，meanTFR*和meanTFR分别表示去进度效应和常规总和生育率修匀值对应的队列终身生育率估计值。从稳定性的角度分析，很明显CFR*呈现出稳定的下降趋势，而meanTFR*和meanTFR的波动性较高，且偏离CFR。调整过的去进度效应总和生育率确实在一定程度上改善了常规总和生育率，体现为更加平稳的变化趋势，但仍然明显不如CFR*。从效度方面看，CFR*与真实值CFR保持高度一致，由常规和去进度效应的总和生育率预测得到的终身生育率估计值在1951-1967年15岁的17个育龄妇女队列中与真实值的偏差较大，而这些队列的终身生育率估计值恰好对应的是20世纪六七十年代总和生育率的修匀值，相对于其他时期而言，该时期总和生育率变化的起伏落差非常大。60年代末期开始进入生育年龄的女性的终身生育率估计值与真实值之间的误差有所缩小，并且变化相对稳定，这与中国进入80年代后总和生育率变动幅度小相关。反向预测表明，应用总和生育率估计终身生育率的效度并不高。

若以15-35岁一胎年龄别生育率数据计算初育年龄，则可以预测出1980-1991年进入生育期的12个育龄妇女队列的终身生育率。从图1中可以清楚地看到， 1980-1991年15岁育龄妇女队列的终身生育水平继续平缓下降。虽然对于这部分预测值而言并不存在一个真实的终身生育率以验证预测的准确性，但可以与meanTFR*和meanTFR进行对比，结果显示由初育年龄预测得到的终身生育率估计值介于两者之间， 并且更接近meanTFR*的平均变化趋势，说明其预测结果至少不会与总和生育率估计法产生较大偏差。

计算终身生育率的目的之一是测度相对稳定的人口内在自然增长率。从稳定性的角度看，CFR*在整个区间都远远优于meanTFR*和meanTFR。也即，与去进度效应和常规总和生育率修匀值相比，初育年龄法能提供对妇女终身生育率更稳定的预测值，因而更接近稳定的人口内在自然增长率。

过去的经验表明，由初育年龄预测得到的终身生育率估计值具有更高的准确性，但是，我们不仅无法观察到妇女未来的实际终身生育率，甚至无法统计1980年以后年满15岁的妇女的终身生育率，因而无法用实际观察值来验证预测值。然而，正因为无法得到观察值而又需要预测，我们才需要相对准确的方法。如果解释过去的能力可以合理延伸到预测未来，则初育年龄测度法不失为一种相对较好的方法。

三、人口内在自然增长率

尽管已有不少研究对时期人口内在自然增长率进行了分析，并将其与常规的人口自然增长率进行比较，说明隐藏在背后的人口内在增长势能[1，3]。但从长期来讲，应用终身生育率等队列指标计算得到的人口内在自然增长率才是真正意义上的对人口增长潜力的表达。如前面所述，初育年龄测度法相比总和生育率估计法能够有效、稳定地对终身生育率进行预测，这一结果能否继续在人口内在自然增长率的分析中得以体现，队列角度的潜在人口增长水平究竟如何，这是进一步将要探讨的内容。

1.涵义及计算方法

人口内在自然增长率r与净再生产率NRR的计算需要相同的基本要素，即分年龄的女婴生育函数m（a）和存活函数p（a）。严格来说，有一点明显不同的是，人口内在自然增长率是稳定人口假设下测量人口增长潜力的时期性质的指标;而人口的净再生产率则表示育龄妇女在生育期末平均生育的女孩数，也就是度量生育的妇女能否在数量上“复制她们自己”，似乎作为队列指标更为合理一些。若要将二者联系起来进行分析，首先必须统一研究对象为真实队列还是假设队列。由于本文的目的在于研讨真实人口队列的潜在增长水平，因此，人口内在自然增长率的涵义将被解释为两代人之间的年增长率，具体的计算参数也均应用相应的队列指标。

洛特卡将r与NRR的关系表示为如公式（6）所示，人口内在自然增长率等同于净再生产率的对数与平均世代间隔T之比：

NRR=erT，r=lnNRRT

（6）

净再生产率可以进一步分解为终身生育率CFR、出生婴儿中女婴所占比例S，以及育龄妇女存活到平均生育年龄的概率p（Am）三者的乘积^[15]，见公式（7）：

NRR=GRR・p（Am）=CFR・S・p（Am）（7）

其中，CFR的计算过程前面已有讨论;假定年龄别性别比相同，生育女孩的比例S即为一个不随年龄变化的常数，这种近似也较为合理;而p（Am）的计算要相对复杂一些，需要通过构建女性人口生命表估算死亡概率，但由公式（7）可知，p（Am）可以表示为净再生产率与粗再生产率GRR（不考虑妇女死亡情况）之比，引用王丰等测算的中国1950-2006年NRR值和GRR值^[1]，便可以得到历年的p（Am）值。由于缺乏关于早期全国人口死亡水平的系统调查，因而无法转换得到队列性质的p（Am）指标。鉴于死亡水平的变化幅度不大，暂且以p（Am）的五年移动平均值代替在对应年份进入生育期的育龄妇女队列的p（Am）值。

科尔（Coale）证明平均世代间隔近似等于稳定人口和静止人口平均生育女儿年龄的均值，同时也证明了当死亡率曲线不是异常时（如战争、瘟疫），可以由年龄别生育率近似求得^[16]，具体表达形式如公式（8）所示：

T≈m-δ2lnGRR2m（8）

综合公式（6）-（8），人口内在自然增长率可以表示为：

r=lnCFR+lnS+lnp（Am）T（9）

根据基础的年龄别生育率数据、出生婴儿性别比以及引用的人口粗、净再生产率数据得到的用于计算人口内在自然增长率的各参数指标值如表1所示。

2.队列角度的中国人口内在自然增长率

由表1中的各参数值计算得到的人口内在自然增长率，即1950-1991年进入生育期的育龄妇女到其生育下一代之间的年均人口自然增长率的变化趋势如图2所示。其中，r、r′和r*依次代表根据终身生育率真实值、利用初育年龄和去进度效应总和生育率预测得到的估计值计算的人口内在自然增长率。总体而言，图2中所显示的不同增长率曲线形状与各自对应的终身生育率曲线形状类似，说明与人们的预期一致，生育水平是衡量人口内在增长潜力的最主要的指标。然而，随着生育数量逐渐稳定维持在较低水平，平均世代间隔的延长会成为促进人口内在自然增长率下降的一个重要因素。

图21950-1991年15岁的育龄妇女队列的人口内在自然增长率的变化趋势

数据来源：同表1。

从图2中可以看出，队列角度的人口潜在增长水平始终保持稳定下降的趋势，20世纪50年代15岁的育龄妇女从其出生到生育下一代女孩期间，这两代女性人口以年均22‰的速度进行更替，直至1970年出现负增长现象，也就是说从1970年15岁的育龄妇女这一代人开始，平均生育女孩的规模小于母亲这一代的规模。值得注意的是，70年代初人口进入负增长时对应的女性终身生育率介于2.2-2.3之间，高于普遍应用的2.1的更替水平，这主要与中国偏高的男女性别比有关，女婴比例过低会造成人口提前进入负增长时期，马瀛通在其研究中同样指出考虑高性别比在内的更替水平也应提高^[17]。

对于整个20世纪70年代进入生育期的育龄妇女队列而言，真实的以及由初育年龄测度得到的人口内在自然增长率均为负值，代际之间的人口迅速减少;而由去进度效应总和生育率转换法得到的数值则体现为接近零增长水平的长期波动，直至80年代初期才开始出现负增长，明显这与在其他参数指标变化不显著时生育水平持续下降的事实相违背。虽然预测部分两种方法的估计值水平较为接近，但仍可以从人口内在自然增长率的变化态势中看出，初育年龄测度法比总和生育率转换法具有更强的稳定性。由初育年龄预测的20世纪90年代初15岁的育龄妇女生育的下一代女孩数量在以年均15‰左右的速度减少。由于鼓励生育的政策只是在近期才开始实施，而且最多也仅放宽到二胎生育，因此，根据过去的发展趋势粗略外推，对于本文无法预测到的更年轻的育龄妇女队列而言，其人口内在自然增长率将会继续下降。

四、未来中国人口变化趋势的简要分析

结合前面对不同年代出生的育龄妇女的人口内在自然增长率的估计以及2010年第六次全国人口普查的人口年龄结构，可以尝试对中国人口未来的变化趋势进行简要的分析。

图32010年全国人口年龄结构

数据来源：《中国人口与就业统计年鉴2011》。

注：为方便结合队列人口内在自然增长率进行分析，这里的纵坐标解释为对应年份15岁的人口队列。

如图3所示，根据第六次全国人口普查数据绘制的人口年龄金字塔形状并不规则，有几处明显的缺口，从上至下的第一个缺口是由于20世纪60年代初的三年自然灾害导致出生人口减少，然而随后便出现生育的反弹，经过周期性重复，80年代出生的人口大量减少，并且伴随着计划生育政策的开展，第二个缺口有所扩大。值得注意的是，又经过一轮世代更替，第三个缺口已经并不明显，人口数量的变化趋于稳定。在这样一个人口结构中，2010年处于生育期的育龄妇女（2010年15岁至1975年15岁）占有较高比重，对应类似于松柏型人口金字塔的向外最凸出部分。即便通过图2可知，从1970年15岁的队列开始，真实的人口增长就已进入负增长状态，但从传统的由出生率和死亡率决定的人口自然增长水平来看，中国人口至今仍表现为正增长。可见，父母一代的庞大基数掩盖了子女规模不断缩小的事实，从而保持总人口数逐年增加。另外，平均预期寿命的延长也是引起人口增长的一个重要因素，随着占总人口比重较高的人群逐渐进入老龄阶段，这一因素对人口增长的促进作用将会更为明显。

然而，由过去高生育水平积累起来的人口正增长惯性正在慢慢消失，总人口中比重较高的人群逐渐退出生育期，比重较低的队列进入生育期，同时人口内在增长水平处于负增长阶段，因此，中国人口逐步减少是一个必然的结果，只是现阶段较低的生育水平又进一步为未来积累负的增长惯性，在两者的合力作用下，人口规模缩小的态势将会维持很长一段时间。例如，从2010年开始推测15年后的情况，也就是位于图3中人口金字塔底部的15个队列整体进入生育期，即使终身生育率能够恢复到2.1的更替水平，也很难通过新生人口实现总人数的增长。正如前面所述，人们平均预期寿命的延长会对人口增长起到一定的正向作用，但恐怕到时也难以抵消负增长的势头，并且会加重人口老龄化问题。中国于20世纪70年代初实行的以控制人口过快增长为目的的计划生育政策，虽然在很大程度上成功降低了新生人数的增加，但却无法及时地抑制人口正增长惯性所产生的作用，以至于在政策实施的40多年间中国人口规模仍在不断扩大。过去的历史经验告诉我们，生育水平固然是人口政策关注的重点，但由其带来的未来人口结构的变化会长期影响人口金字塔底部数量，更是不容忽视的。

运用初育年龄估计终身生育率的方法可以将终身生育率的时滞期限缩短十几年，也就是说在2010年的人口结构中，终身生育率以及人口内在自然增长率能够由已知的1979年及更早年代进入生育期的队列推延到1991年，甚至于可以进一步依据初育年龄的估计值预测更年轻的育龄妇女队列的人口内在自然增长率，进而再结合生育模式便能够模拟不同年龄结构下的人口变化情况。这样既可以对过去人口增长有一个更清晰的认识，也能够为预测未来人口变化提供一种较为科学的思路。

五、结论及建议

年度间的人口增长水平实际上包含真正的人口内在增长潜力和由年龄结构决定的人口增长惯性两方面的作用。为充分认识人口发展的内在规律，本文以真实的人口队列为研究对象，运用两种不同方法得到的终身生育率估计值，对中国人口的内在增长水平进行了初步分析。在已有研究的基础上，本文通过与邦戈茨等人新近提出的由去进度效应总和生育率对终身生育率估计的方法相比较，证明初育年龄测度法在反向“预测”过去时具有明显更高的精度，在描述现在和正向预测未来时具有更强的稳定性，因而更有利于进行长期人口预测。初育年龄测度法的最大优势在于有效缩短了终身生育率的时滞期限，增强了运用终身生育率分析队列人口内在增长水平的实际可能性。

研究同时证明，在估计人口内在自然增长率方面，初育年龄测度法同样要优于总和生育率估计法。研究表明，以队列为视角的中国人口内在增长水平从20世纪70年代初开始已经下降：进入生育期的育龄妇女所生育女孩的规模已经小于其本身的规模，人口的内在增长水平进入负增长时期。根据我们的预测，90年代初期进入生育期的育龄妇女，其生育的女儿数量以年均15‰左右的速度在减少。另外，研究还发现，对应正增长到负增长转换临界年份的育龄妇女队列的终身生育率为2.28，高于普遍认为的2.1的更替水平。这与中国偏高的出生婴儿性别比相关，因为新生婴儿中女性比例偏低，只有妇女更高的终身生育率才能维持整个人口的替代率。

有关人口的决策一方面需要对人口的内在增长水平有一个清晰的认识，另一方面也不能忽视年龄结构作用的人口惯性增长。结合2010年全国第六次人口普查绘制的人口年龄金字塔，可以看出，在目前生育水平很低的情况下，中国总人数仍呈增加态势的原因主要是处于育龄期的人口占有较高比重，以及人们预期寿命的延长，在未来后者可能会发挥更为重要的作用。因此，人口政策的调整不仅需要充分认清其对现有人口增长水平的作用，还要考虑到对未来年龄结构的影响。

人口再生产达到并稳定在更替水平是人口发展的理想模式，也是中国人口政策的目标。面对低生育水平的现实，过去人口政策中对生育数量的限制在现在被适当放宽。然而，本

文的研究结论表明初育年龄与终身生育数量具有显著的负向关系，因此，生育政策的调整也应注意对生育时间的控制，如果人们的意愿生育时间越来越晚，即使政策上允许生育二胎，甚至多胎也难以达到预期的理想目标。一些欧洲人口的经验研究也同样主张尤其要阻止越来越晚的生育趋势来影响人口发展^[18]。

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研究生年终总结篇2

[关键词]人口年龄结构；抚养比；居民储蓄率；经济增长

[中图分类号]F123[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2014）12-0057-04

1前言

20世纪下半期以来的中国人口年龄结构发生了十分显著的变化，但蒋静婷（2010）指出，基于我国人口基数大的国情，我国经济学界传统的经济增长理论及研究一般将人口规模作为解释变量纳入理论模型，却很少对人口结构的变动进行考察。事实上，人口结构对经济增长有着重要的贡献，张新起（2012）认为，人不仅仅是消费者，也是生产者。当劳动年龄人口比重高时，这种人口结构对一个国家来讲，最富生产性，同时社会的储蓄率高，人口的抚养负担轻。通常，我们会将这一时期称为人口红利期。

但近年来，我国人口老龄化使社会负担加重，劳动生产率下降，不利于新技术革命，给经济发展带来不小的挑战（汪伟，2009）。与此同时，我国也有不少学者从不同角度分析了人口结构与经济增长的关系，经济增长与人口结构中的年龄结构关系密切（蔡昉，2010）。

根据罗默（2001）提出的研究与开发增长模型，经济增长主要来源于劳动和内生的技术进步。最近关于人口结构对经济增长影响的研究指出，人口结构并非直接作用于经济发展方向和社会总支出，而是通过一系列的经济变量，最终传导并引发相应的经济后果（蒋静婷，2010）。人口结构转变的直接作用的传导变量主要有就业水平、居民储蓄率、社会保障水平、产业结构调整、人力资本积累水平等。

关于储蓄率对经济增长的影响，已有不少学者做过相应的研究。胡雅琴等（2006）研究认为中国的高储蓄率与经济增长相互之间有稳定正向的影响，孔涛等（2009）认为储蓄率对经济增长的影响具有显著性，只是影响程度相对较低，徐洁香等（2013）指出储蓄率对我国的经济增长具有促进作用，认为我国现阶段应该维持高储蓄，充分利用高储蓄的优势，将高储蓄安全有效地转化为经济发展的动力，推动经济增长，最终完成工业化。

但关于人口结构对储蓄率的影响，不同的学者有着不同的研究角度。Modigliani（1954）提出的生命周期假说从微观角度解释了人口年龄结构变化对储蓄—消费行为的影响。万春（2006）将引用修正的Leff模型，分析了人口结构与居民储蓄率的关系，得出劳动人口比重与居民储蓄率呈正向关系的结论，并探讨我国的最优储蓄率的大小。李魁（2010）将居民储蓄率、居民消费率和进出口贡献率作为人口结构影响经济增长的中介变量，得出生命周期模型只能在一定程度上解释我国储蓄率的结论。

综上所述，关于人口结构与经济增长之间的关系及影响，国内外学者已经开展了不少的研究，得出了很多有价值的研究成果。但现有研究还存在以下几个方面的不足：首先，在研究人口结构对经济增长影响时，大多研究的是人口结构尤其是人口年龄结构对经济增长的直接影响，人口年龄结构对经济增长的具体路径研究较少。其次，对人口结构的研究，大多是从社会学角度，缺乏经济学视角的研究。即使有少量的经济研究，但是，其建立计量模型的过程缺乏严密的数理经济分析和推导，严谨性和说服力不够。所以，本文试图通过在经典索罗模型中引入人口结构变量，以其对储蓄率变动产生影响的视角，实现人口年龄结构与经济增长关系的路径分析。

2引入人口结构变量的经济增长模型

21对索罗模型的分析

211经典索罗模型及其局限性

经典索罗模型的基本方程式为：

Δk=sy-（δ+n+g）k

其中，人均产出y，人均资本投入k，社会储蓄率为s，折旧率为δ，人口增长率为n，技术增长率g。表明人均产出中未消费的部分即人均储蓄sy从两个方面增加了资本积累。另当Δk=0，可得到均衡的人均资本存量，此时，经济处于稳定状态，k和y的增长率都为0。

虽然该模型自提出以来对研究经济增长作出了巨大的贡献，但其在解释人口因素对经济增长的作用方面存在两个缺陷：一是未考虑人口结构因素对经济增长的影响，二是假设人口变量外生给定。因此，在目前我国人口结构发生巨大变化、老龄化趋势日趋严重的背景下，已经不能满足分析的需要。故本研究认为，有必要将人口结构变化纳入模型，客观分析其对经济增长的影响路径。

212对索罗模型的改进与分析

为了在索罗模型中引入人口结构变量，将全国人口分为劳动人口LA和非劳动人口LN，总人口N=LA+LN。其中非劳动人口占比=LN N，且0

因为考虑到了人口结构问题，一国的储蓄就不能全部转化为产出，其中的一部分需提出用于非劳动人口的抚养。假设社会总产出为Y，非劳动人口抚养支出为YN，则社会的实际投资（此时认为储蓄恒等于投资）减为s（Y-YN）。

另外，考虑到非劳动人口的基本生活水平，用抚养水平系数β=YN/LN Y/N来表示，其经济学含义为给予非劳动人口资金占人均收入的比例，可以设为一常数值。由于一国抚养支出应小于社会总产值，故有0

根据以上所提出的经济变量，易知β=YN Y，即 YN=βY

加入折旧因素，社会总产出增长可以写为：

ΔK=s（1-β）Y-δK（1）

其中，K为资本总存量。如果用k表示每单位有效劳动的平均资本存量，则k=K ALA=K A（1-）N，其中A表示技术因素。

由此，得到人均资本投入量变化的方程为：

Δk=ΔK A（1-）N-（g+n+Δ 1-）k（2）

将式（2）代入式（1），得到的改进索罗模型为：

Δk=s（1-β）y-（δ+g+n+Δ 1-）k（3）

当经济处于稳定状态，即Δk=0时：

s（1-β）y=（δ+g+n+Δ 1-）k（4）

由投入产出方程可得到人均产出与人均资本投入量的关系：

y=Y L=（K L）γ=kγ（5）

将式（4）代入式（5），可得：

k=（s（1-β） δ+n+g-Δ 1-）1 1-γ（6）

所以，y=（s（1-β） δ+n+g-Δ 1-）γ 1-γ（7）

其中，式（6）和式（7）为经济稳定时人均资本与人均收入。为讨论人口结构对经济增长的影响，假设非劳动人口增长率Δ等于常数m，对式（7）左右两边对求导，并令倒数等于零得：

-βc2+（2βc+mβ）-（βc+m+mβ）=0（8）

由于0

根据上面的理论推导，可以看出，当经济社会维持在一定程度的储蓄率、社会抚养比、非劳动人口增长率、资本折旧率、技术更新速度时，随着非劳动人口（即0～14岁人口和64岁以上人口）占总人口的比重上升，整个社会的人均收入不断下降。

22生命周期假说

一般来说，当个体在青年时，由于经验和知识的不足，收入水平较低，相应的储蓄水平较低。中年以后，家庭收入不断上升并达到峰值，同时会将一部分收入储蓄起来用于养老，导致家庭储蓄水平增加；退休之后，消费会超过收入，因此储蓄会减少。所以，储蓄水平在个人的生命周期中呈现出“低—高—低”的趋势，这个理论被称为生命周期假说。

同样的，对宏观层面的居民储蓄率分析，易知：若一个经济体中劳动人口比例较大，那么这部分劳动年龄人口的个人储蓄之和会推高居民储蓄率；另外，劳动年龄人口比例较大使得社会抚养负担较轻，进一步减少了家庭用于抚养劳动年龄人口的支出，最终能够提高家庭储蓄的比例。这就解释了我国自20世纪90年代以来不断增长的居民储蓄率。

基于此，本研究认为人口结构变化对经济增长影响的途径之一是通过改变储蓄，进而影响经济增长。故本研究提出假设：社会抚养比（包括少儿抚养比或老年抚养比）的不断增大，对储蓄率有负向影响。

3我国人口年龄结构与储蓄率的变化趋势分析

31人口年龄结构及其变化趋势分析

本研究借鉴联合国标准，将15～64 岁人口定义为劳动年龄人口，15岁以下，64岁以上分别为少儿人口和老年人口，以这三个年龄段的人口数占全国总人口数的比例作为人口结构的代表变量。1960年至2011年，我国人口结构及变化趋势如图1（数据来自世界银行）所示。

图11960—2012年中国人口年龄结构变化

其中，少儿人口占比处于三类人口占比的中间位置，呈现下降趋势；劳动年龄人口数量始终占据总人口的最高比重，并始终保持上升趋势；而老年人口占比始终处于最低位置，但呈现上升趋势。其中劳动年龄人口在1960—1976年期间始终保持58%，1986—1999年处于62%，2005—2011年处于70%。而我国的少儿人口在1960—1976年期间始终保持在40%左右，但是由于计划生育的实行，1976年以后，少儿人口比例开始呈现下降趋势，直至2011年降至19%。老年人口占比始终处于最低位置，总体呈现稳步上升，由1960年的1%上升至2011年的10%。

由此，按以上趋势可以推测，如果维持现有人口政策，特别是计划生育政策不变，我国少儿人口所占比例将会始终处于较低水平，且逐年降低，而随着老年人口占比逐年增大，劳动年龄人口占比增长的趋势会在一定程度上受到抑制，老龄化问题将逐渐凸显。

32储蓄率变化趋势分析

根据世界银行数据以及图2所示，我国的储蓄率从1982—1989年均处于36%左右，1990—1992年保持在40%左右，1993—1995年保持在41%左右，1997—2001年储蓄率出现小幅下降，自2001—2008年出现由39%至52%的大幅度增长，2008—2012年又出现小幅度下降。

图21982—2012年中国储蓄率趋势

另外，与美国相比，我国同期储蓄率虽然在近三十年中有一定的波动，但始终处于较高的水平。

回顾以往的文献，中国要实现由固定资产投资与出口驱动向消费驱动的经济增长方式的转变，实现可持续增长，就必须考虑对经济增长和储蓄具有长期影响的人口政策。另外，就业、养老系统的设计、医疗保险、教育等都不可避免地与人口的年龄结构相关（汪伟，2009）。

所以，综合我国经济发展的实际，本文认为较高的储蓄率与人口结构的变动存在关联。

4人口年龄结构与储蓄率关系的实证分析

41计量模型建立

为验证人口年龄结构与储蓄率之间的关系，本研究借鉴Leff（1969）的储蓄模型，在考虑利率因素和通货膨胀因素对居民储蓄行为影响的基础上，对其进行修正，得到修正后的Leff模型，如下：

s=β0+β1g+β2w+β3chi+β4old+ε

其中，s表示储蓄率， chi表示少儿抚养比（少年儿童人口数与劳动年龄人口数之比），old表示老年抚养比（老年人口数与劳动年龄人口数之比），控制变量g表示收入增长水平（用人均GDP增长率表示），w表示CPI增长率。

考虑到数据的可得性，选取我国1982—2011年时间序列数据作为样本进行回归分析。

42计量结果阐释

根据相关系数，发现老年抚养比与少儿抚养比存在较强的共线性，所以在模型中分别引入这两个变量，另外，考虑到时间序列数据存在的序列相关性问题，在模型中引入了随机项的滞后项，估计得到如下模型：

st=4290+015gt+007wt-062chit+εt+110εt-1-033εt-2（276）（123）（100）（-377）（536）（-162）

F=7116R2=094LM（1）=175

st=-2779+014gt+007wt-477oldt+εt+125εt-1-045εt-2（-125）（272）（118）（-103）（612）（-217）

F=6301R2=093LM（1）=263

由回归结果可知，两个模型整体均十分显著，加入自回归项后，序列相关已被剔除。进一步，人均收入增长水平与居民储蓄率为正向关系，但未通过显著性检验；而CPI增长率对居民储蓄率变动影响非常弱，且回归效果不显著。在人口结构方面，少儿抚养比对储蓄率有着负向影响，并通过了005的显著性水平，少儿抚养比每提高一个百分点，储蓄率将减少062个百分点。老年抚养比对储蓄率也有着负向影响，但未通过005的显著性检验，在经济意义上说明了我国现在的老龄化还没有开始对储蓄率产生显著的负向影响。

至此，我们对前文的假设进行了验证。老年抚养比对居民储蓄率产生负向影响，影响方向与假设一致，但未通过005的显著性检验。少儿抚养比对居民储蓄率产生负向影响，影响方向与假设一致，且通过005的显著性检验。对于老年抚养比对我国居民储蓄率影响不显著这一问题，我们认为，我国目前老年抚养比尚未显示出其显著的经济影响，但是，随着当下中年人群逐渐步入老年，老年抚养比会更大，终将对经济体产生显著的负面影响。

5政策和建议

通过对修正Leff模型的实证分析，得出人口年龄结构，尤其是少儿抚养比，是影响储蓄率的因素之一。因此，采取合理的人口政策和积极的经济刺激政策，才能使得人口与经济社会在持续发展的基础上，实现人口结构与储蓄结构和经济结构协调发展。为此，相应的调节与控制政策应该从以下两个方面入手：

转变经济增长方式，加大经济体制改革力度。在刚刚闭幕的十八届三中全会上，再一次强调，经济体制改革是全面深化改革的重点，核心问题是处理好政府和市场的关系，使市场在资源配置中起决定性作用和更好发挥政府作用。基于我国现在相对充分的劳动力资源，实现劳动密集型产业向资本、技术、知识密集型产业的转变，更多地依靠劳动者素质提高、科技进步和管理创新，才能逐步克服抚养比过高对经济增长造成的负面影响。

加快医疗、卫生、社会保障等配套设施的改革和重构，多方面体现社会的公平性。解决人口年龄结构问题并不能只靠单方面政策，相反，需要社会各界在各个方面的协调和努力。深化医疗卫生体系改革、加强金融体系改革、完善城镇化改革的同时，把握好宏观经济的方向盘，不断优化财税制度，使我国最终实现“老有所终，少有所养”的美好愿景。

参考文献：

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[2]张新起，景文宏，周潮人口结构对经济增长影响的实证研究[J].统计与决策，2012（10）：139-141

[3]刘士杰人口转变对经济增长的影响机制研究[D].天津：南开大学，2010

[4]刘家树我国人口结构与经济增长关系实证分析[J].安徽工业大学学报（自然科学版），2007（2）：229-232

[5]郑娜我国人口结构对经济增长影响的动态计量分析[J].现代经济（现代物业下半月刊），2008（7）：21-22

[6]全倩倩，王诗卉，苗锐我国人口红利与经济增长关系实证研究[J].企业研究，2011（8）：141-142

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[8]李魁人口年龄结构变动与经济增长[D].武汉：武汉大学，2010

研究生年终总结篇3

资料显示，在一项共有3690名患者参与、迄今为止最大规模的直接比较两个药物洗脱冠脉支架之一的研究――SPIRIT Ⅳ中，在术后两年时，XIENCE Ⅴ支架与对照组TAXUS药物洗脱冠脉支架相比，在ARC定义的支架血栓（ST）上的风险降低了64%，在此研究的复合终点靶血管失败率（TLF）的风险上，也显著降低了30%；同时XIENCE Ⅴ在小血管病变中、长病变和多病变的复杂患者中，TLF发生率比TAXUS分别降低了33%、36%和25%。TLF是一个重要的衡量患者术后有效性及安全性的标准，它包括心源性死亡、靶血管区域的心梗以及缺血驱动的靶病变血运重建（重复手术）。

SPIRIT Ⅳ的主要研究员、来自哥伦比亚大学医学中心及纽约长老会医院的Gregg W. Stone教授，对以上数据点评道：“SPIRIT Ⅳ的两年结果显示，XIENCE Ⅴ显著降低了患者术后心梗、支架血栓以及重复进行手术的风险。这些是衡量安全性最重要的指标，将对每年几百万接受药物支架手术的患者的生活造成重大影响。SPIRIT Ⅳ乐观的两年结果持续地展示了XIENCE V支架平台优异的安全性及有效性。”

另一项在荷兰鹿特丹自发收录了1800名真实世界“无筛选”患者的独立研究――COMPARE研究显示，植入XIENCE Ⅴ的患者术后2年发生支架血栓（ST）的风险比植入TAXUS Liberte的患者降低了77%，并且XIENCE Ⅴ组在随访的1~2年间，支架血栓（ST）发生率从0.7%增长至0.9%，TAXUS组则从2.6 %增长至3.9%，数据显示两个支架在疗效上的差异在2年随访期间逐渐增大；在研究的主要终点主要不良心脏事件（MACE），包括总死亡、非致死性心梗和靶血管血运重建（TVR）方面，随访2年时，XIENCE Ⅴ组的风险比TAXUS组降低了34%。

雅培血管仪器部医学事务部副总裁、首席医学官Charles A. Simonton在该数据公布后指出：“COMPARE研究的结果显示，XIENCE Ⅴ和TAXUS Liberte在支架血栓发生率上的差异从1年时的1.9%增长至2年时的3.0%，此研究对于揭示不同支架平台术后1~2年间支架血栓发生率之间是否存在差异提供了最初的临床证据。”

雅培血管仪器部的副总裁Robert Hance则强调：“COMPARE研究和SPIRIT Ⅳ 2年随访结果证实了XIENCE Ⅴ分别相对于TAXUS Liberte 和 TAXUS Express的临床优势。这两个研究显示出药物支架的疗效确实存在差异，并为XIENCE Ⅴ不断增加的安全性和有效性方面的临床证据添上了浓墨重彩的一笔，也再次印证了XIENCE Ⅴ可以在药物支架市场上稳居领导地位的原因。”

北京阜外心血管病医院钱杰教授补充道：“在8月瑞典举行的ESC 2010会议期间，还公布了另一项反映XIENCE Ⅴ药物洗脱冠脉支架安全性的重要研究LESSON Ⅰ，在这项研究者自发进行的、单中心的研究中，经过统计学配对， XIENCE Ⅴ组1342名患者与对照组CYPHER 1342名患者长达3年的随访数据显示，XIENCE Ⅴ确定的支架血栓发生率显著低于CYPHER（0.5% vs 1.6%）。该研究结果与TCT 2010公布的相关研究结果一致。”

研究生年终总结篇4

摘要：政策终结在政策科学研究中长期被忽视。人类社会在从工业社会向后工业社会转型中，诸多过时、多余、无效政策的问题逐渐显露出来。政策系统的自组织特性、政治价值的导向及财政困难、政府低效率等因素在政策系统内部促动了政策终结议程的展开。深入研究这些诱发政策终结的内部因素，对准确把握政策终结时机，推动政策终结议程顺利进行意义重大。

关键词 ：政策终结；诱发；内部因素

在前人关于诱发政策终结因素的研究基础上，归纳其共性与关键因素，并根据新时代特征做出合理补充，对准确把握终结时机，合理利用诱发因素，顺利及时地将政策终结引入公共政策议程中将起到关键的先导性作用。

一、问题的兴起与文献回顾

1.研究背景

作为公共政策研究领域的重要问题之一，政策终结相关研究的兴起必然与政策科学的发展有着紧密联系。20世纪50年代，西方社会经历的一场社会变革，为公共政策学科的诞生创造条件。20世纪初，美国经济萧条、社会贫困。随着社会问题的增多，要求美国学术界建立解决社会问题的政策学科。20 世纪20 年代以来，随着系统论、信息论、控制论的产生，行为科学的形成和行为主义政治学的发展，为公共政策学科提供了直接的理论基础。美国由此兴起一场影响深远的“公共政策运动”，致使现代政策科学研究在20世纪50、60 年代显现出来。但对政策终结而言，由于受此类现象很少发生以及渐进主义政策思维因素影响，公共政策运动中对此研究较少。学者们更倾向关注新的、有创新意义的政策和新的理论途径，而不会注意终结那些过时的、错误的或无效政策。学界对政策终结问题的忽视，随着后工业化进程逐渐改变。20世纪70年代中期，西方社会问题激增，由于受到战争、经济滞涨等因素影响，新自由主义的社会治理思想逐渐替代了先前的凯恩斯主义，西方国家开始进入一个对政治、经济等各类公共政策的全面调整时期。这种情况下，已有的许多政策已不适用，如果不及时将这些过时的政策纳入到政策终结议程中，会侵占新政策制定与执行的空间，进而阻碍社会变革。学者们由此认识到了政策终结在政策科学研究及实践中的重要作用，开始重新审视与探究。

2.文献回顾

政策终结的过程是新旧政策的更替过程，是旧政策的结束和新政策的开始1 。它是决策者在对已有政策进行科学评估后，通过必要手段中止那些过时的、多余的或无效的政策、项目、组织或政府职能的一种政策行为。这种对旧政策的修改或调整，表面看是原有政策的延续，而实际是新政策的出台，也是新旧政策的更替过程。政策系统具有一定稳定性，新旧政策的更替不会随意发生。早期研究政策终结诱发因素的学者多采用效率和财政视角，后由Cameron将政治价值和意识形态引入政策终结，并强调其重要性。他认为，政治价值和意识形态能使社会变迁更加理性，从而克服旧系统带来的各种弊端。新的意识形态带来的共识能为政策场域提供足够能量，同时使政策终结具有正当性2 。DeLeon 在总结很多政策终结经验后，总结出三个促使决策者做出终结决定的原因。分别是财政需要、政府效率需求、政治意识形态要求3 。大量预算亏空和财政税收收缩导致财政枯竭，进而导致政策终结。这种终结有时也出于过高政策成本而导致的政府效率低下。因此，他认为前两种原因时常交织在一起。然而，意识形态较为特殊，有些终结项目并没有考虑财政或政府效率，完全由意识形态决定。如尼克松政府对联邦政府经济机构办公室的反对，里根政府对能源部和教育部的反对，都是源于政治意识形态。此外，Daniels 和Behn 分别研究了马萨诸塞州和奥克拉荷马州关闭公共培训学校案例，Daniels在总结了两人研究基础上补充了第四种原因，即关于行政、人性或社会服务如何运作与体现的行为理论的变化4 。Robert. Biller 认为，批判性的学习是政策终结的第五种原因。政策终结在某种程度上是政策的可持续发展的关键和对政策错误的一种补救。由于后工业社会的变化和不确定性，政策制定者能力有限而无法准确遇见当前的政策在将来的适应性，因此要终结不能起作用的政策。他还指出，这些政策应当根据反馈机制做出适当的修正与调整5 。2005 年，Guenther G. Kress，Randi L. Miller 和Gus Koehler研究加州洲际贸易项目终结案例时，将政策终结的原因总结为三点：理论的失败、执行的失败、领导力以及组织文化的不足。⑥

通过梳理已有的研究成果不难发现，前人对于诱发政策终结因素的研究是一个不断深化的认识过程，学者们随着该领域研究的发展对诱发因素进行不断地补充，但已有研究对于这些因素缺乏相对系统的划分与归类。介于此，在整合前人研究成果的基础上做适当补充是本文的主要目的所在。

二、诱发政策终结的内部因素

1.政策系统的自组织特性

政策系统有较强的自组织性特征。在制定、执行、评估、终结等多个环节组成政策过程中，公共政策系统能在一定程度上吸收、综合、抵制来自外部的影响，保持政策系统的稳定发展。这里强调的“稳定”并非是政策系统的一成不变，而是指系统的自我更新与完善。随着社会政治经济的发展、国际形势的变化，使得政策系统必须不断融入新事物，在有限政策资源条件下，纳新的过程必然伴随政策吐故。政策系统有一定生命周期，通过从发现政策问题到相应政策的终结不断循环往复表现出来，是一个不断新陈代谢过程。公共政策的目的是要解决政策问题，而政策是否有效在很大程度上决定了政策是否应当被终结。由于社会的复杂性和不确定性增多，使得政策效果处于一种高度不确定性中。政策系统的自组织性并非简单表现为吸纳新事物，而是包含通过与政策环境的互动，检验政策的适用性，不断利用新事物的合理部分修正自身，这一过程自然会诱发政策终结现象，它是对先前政策不足的一种补救。简单来说，政策终结意味着政策系统的自我升华，而这种政策系统的自主性升华也往往会诱发政策终结。

2.政治价值的导向

公共政策作为国家公共治理工具，反映了政治价值的基本导向。例如，效率在公共政策中得到更多考虑；政府干预在美国的罗斯福新政时期得到极大地强化；而在现代北欧福利国家中，社会公平是公共政策的重要价值导向，弱势群体的利益得到很好保护。政治价值导向的转变会导致公共政策价值取向随之转变。政策价值取向变化带来的直接影响是公共政策本身调整甚至终结。对当今社会而言，政治价值导向的转变是政策终结现象逐渐增多的重要因素之一。尤其是在激进主义与保守主义政治价值交替阶段，政策终结案例更是屡见不鲜。如deLeon所说，研究政策终结的人应该超越经济学和效率等问题，从意识形态的动机角度进行思考。他曾引用美国里根政府和英国的撒切尔政府时期的大量政策终结案例说明，“是意识形态立场而不是缜密的政策分析和评估推动了政策终结行为。”虽然用激进主义形容里根政府并非恰到好处，但至少打破了20世纪50年代美国的公共政策系统以渐进主义为基本思路的局面。对于当代中国的政策终结现象来讲，在稳定的社会现状中或许还谈不上意识形态大环境的转变，但对于公共治理层面的政治思路转变还是应当予以一定重视。

3.财政困难、政府的低效率

政策的落实需要消耗一定的政策资源，而财政的支持又是政策资源中的重中之重。因此，政府财政上的困难和工作的低效率同样是诱发政策终结的重要内部因素。根据Kirkpatrick的考证，公共预算上的亏空以及政府成本的削减将影响公共项目或政策的终结。由于政策运行成本的居高不下，而政策资源具有有限性和稀缺性，导致政策实施缺乏必要物质供给和资金来源，使得现有政策资源逐渐减少以至消耗殆尽，导致政策实施的中断和政策终结。例如，美国20世纪70年代末和80年代初开始的财政紧缩的政治气候，导致了几项政策、计划的重大消减。包括减少农业补贴，消减国家航空航天局的预算和关闭数十个军事基地。从政府的运作效率来看，常被认为效率不高的官僚体制往往和运作成本联系在一起。低效率意味着资源的浪费，而浪费又可被看做高成本。同样，公共政策的效率在这种非充分资源利用状态中其效用也不能发挥到最大。因此，政府的低效率在一定程度上增加了财政赤字的可能性，也增加了政策终结的可能性。

理论上讲，政府运作的高成本和低效率在表面上是难以发现的，往往需要通过政策评估和政策监控做出科学真实的考察才能将问题凸显出来。尤其是在政策资源与环境高度复杂与不确定的今天，政策评估与监控显得日益重要。显然，对于政府及其公共政策效率的评估更能够提高政策终结发生的可能性，故根源于这种因素的政策终结多是以政策评估和政策监控为直接导火索。

既然公共政策涉及到利益的分配，那么，终结一项政策必然会受到多方面的阻碍。诸多现实案例表明，只有当诱发政策终结因素的力量大于阻碍力量时，终结目标才能真正得以实现。Geva-May 曾指出，这些诱发因素的综合影响或许能够打开终结的“政策之窗”。然而，我们不能忽视反对政策终结的强大力量。事实上，这也是深刻把握并利用诱发政策终结因素的关键所在。因为，当正向因素打开政策终结的“机会之窗”时，这些因素同样可以转化为政策终结的阻碍因素。例如，政治价值的改变或许是行政管理改变的副产品。然而，意识形态也引发强烈的感情波动，这种波动或许支持政策终结行为，或许会成为反对政策终结的力量，这种矛盾性是在所难免的。同样，倘若反对政策终结的势力率先掌握了社会舆论的出入口，此时的社会舆论则转变成为反对势力的工具，势必会将舆论导向引向终结的反面。

显然，能够诱发政策终结的内部因素并非只有文中罗列出的几点，我们只是想说明，政策终结可以经由多种因素影响被提上议程。虽然这些因素在诱发政策终结的过程中各有其侧重点。此外，还有更多的外部因素来诱发政策终结，这些外部因素同样是值得继续深入研究的。

引文注释

1 张康之,范绍庆.政策终结:政策过程中的重要环节[J].福建行政学院学报,2009(2).7.

2 Cameron, James M． Ideology and Policy Ter?mination: Restructuring California´s Mental Health System[A].Wildavsky. In The Policy Cy?cle[C].Sage Publications: Beverly Hills.CA,1978:301-328.

3 Peter deLeon, Policy Evaluation and Program Termination, Policy Studies Review,1983,2(4):631-647.

4 Mark R. Daniels. Terminating Public Pro?grams: An American Political Paradox. Ar?monk, New York: M. E. Sharp,1997:5,7.

5 Robert P. Biller. On Tolerating Policy and Or?ganizational Termination: Some Design Consid?erations. Policy sciences,1976,7(2):133-149.

6 Guenther G. Kress, Randi L. Miller, Gus Koe?hler. The Termination of State-Run Internation?al Trade Programs in California: Perspectives on Contributing Factors and Future Policy Op?tions. Public Organization Review: A Global Journal,2005,5(2):153

[基金项目：中国人民大学科学研究基金（中央高校基本科研业务费专项资金资助）项目“政策终结视角中的中国计划生育政策发展研究”成果，项目编号：14XNH024]

研究生年终总结篇5

一、课题的背景分析

（一）问题的提出

《国家基础教育改革指导纲要》强调，课程应具有发展性，要着眼于学生的终身学习。要改变课程过于注重知识传授的影响，强调形成积极主动的学习态度，使获得基础知识与基本技能的过程同时成为学会学习和形成正确价值观的过程。强调教育要立足于促进学生身心健康发展，培养良好的道德品质，注重培养学生学习的独立性和主动性。

（二）研究述评

新课程改革已走过多个年头，学校的办学理念和教师的教学观念发生了较大的变化，但课堂教学活动方式并没有发生根本性的变化，绝大部分教师仍采用“满堂灌”或“一言堂”，学生被动学，限制了学生的自主发展，也限制了学生创造能力的发挥，不利于学生形成终身学习的观念和培养终身学习能力，不利于提高学生学习的积极性与效率，甚至导致学生厌学情绪的蔓延。

面对我校教育教学的现状，我提出了《自主、合作、探究学习方式的研究》这一课题，目的在于通过研究，一方面能够全面深入地探索和改革学生的学习方式，进一步提高教学效率，促进学生学习能力、学习效率和综合素质的提高。另一方面能够增强教师的研究意识，帮助教师在研究的过程中学会反思，学会探索，学会主动改革，从而促进教师教育教学水平的提高和专业能力的成长。

（三）研究意义

1.通过此课题的研究，探索出适合我校高中政治学生自主学习课堂的教学模式，提高教学效率和质量。使课堂不仅成为学生学习的乐园，而且成为学生成长的乐土。

2.通过此课题的研究，改变学生的学习方式，提高学生的学习能力，促进学生的全面发展。充分调动学生学习的积极性和主动性，从“要我学”转为“我要学”，面向全体学生。通过自主学习课堂走向高效学习，从而实现终身学习。

3.通过此课题的研究，以研促教，加快教师的专业成长。促进我组教师更新教育观念，树立高效教学观，逐步提高教师的整体素质和业务水平，进而优化教学，更好地为学生的成长服务。

（四）研究价值和创新

对推进学校素质教育具有重要意义。高中阶段教育是学生个性形成、自主发展的关键时期，对提高国民素质和培养创新人才具有特殊意义。通过加强对政治学科学生自主学习能力培养的研究，可以提高学生自主学习、自强自立和适应社会的能力，从而克服应试教育倾向。针对目前对政治学科学生自主学习问题研究不多、重视程度不够、基本处于盲目状态的情况，开展相关的理论研究非常必要。

通过寻求现代教学手段和方法，总结出一套行之有效的培养学生政治课堂自主、合作、探究学习能力的途径和方法，提高政治学科教学质量。

二、课题的概念界定

我国教育工作者在借鉴国外教学模式和总结自己经验的基础上，对自主、合作、探究学习模式进行了长期的研究和探索，尤其是在新课程改革过程中，各学校吸取外国教学模式之所长并结合本校教学实际创新了诸多教学模式，也取得了明显的效果。但各地的自主、合作、探究学习模式都是从本地的实际出发的，而各地的实际不同，如生源、学校的运行机制等都不一样，我们要研究的自主、合作、探究学习模式必须是在借鉴国内外各种有效教学模式的基础上适合我校实际特点的模式。

自主、合作、探究学习源于二十世纪五十年代，到八十年代，随着学习者自主性方面的理论性研究取得丰硕成果，培养学生自主、合作、探究学习能力已成为教育领域的许多教学工作者的共识。他们纷纷把培养学生自主合作探究学习能力作为教学的最终目的。国内外教育研究者从不同角度与不同层面对自主合作探究学习下过定义，虽然表述不一，但内容大体相同。行为主义心理学家认为：自主合作探究学习包括三个子过程：即自我监控、自我指导、自我强化。而认知建构主义学派认为：自主合作探究学习实际上是元认知监控的学习，是学习者根据自己的学习能力，学习任务，积极主动地调整自己的学习策略和努力程度的过程。换句话说，就是学生在教师的指导下有目的、有计划、大胆主动的去学习，去探索。在这学习过程中，教师可根据学习内容与学生的实际，灵活地运用教学方法，适时地给学生指导点拨，启发诱导，充分调动学生的学习的积极性，主动性和创造性，让学生在学习过程中积极思考，主动探究，发现问题和解决问题，使学生在这一过程中建构新知，提高能力和形成良好的道德品质的过程。可见，这种自主合作探究学习是一种高品质的学习。要培养学生这种学习能力，不是一朝一夕就能完成的事情，它需要经过长期的训练与培养才能逐渐形成。它认为知识不是通过教师传播获得的，而是学习者在一定的情境中，借助他人（教师和学习伙伴）帮助，利用必要的学习资料，通过主动建构意义的方式获得的。其理论核心是以学生为中心，强调学生对知识的主动探索、主动发现和对所学知识的主动建构。

三、课题研究的主要目标和具体内容

（一）课题研究的主要目标

改变学生的学习方式，激发学生的主动性，培养和提高学生的自主、合作、探究的学习能力。改变教师的教学模式，充分发挥学生的主体作用。

充分发挥我校政治组教师的优势，全面推进素质教育，以能力培养为核心，通过课前、课中、课后三结合，使本校高中学生的自主、合作、探究学习能力上一个新台阶，从而提高我校政治教学效率。

1.寻求现代教学手段和方法，总结出一套行之有效的培养学生合作学习能力的途径和方法，提高政治学科教学质量。

2.通过课题研究，师生共同总结出在一定的学科领域内指导学生自主合作学习的可行性方法。

3.学生掌握自主合作探究学习方法，主动获取知识，发展创新思维能力，为其终身学习和终身发展奠定基础。

4.培养学生积极乐观的人生观，自信开朗的性格，勇于创新的时代精神，善于动手、善于交际等社会适应能力以及富有社会责任感等价值观和世界观。

（二）课题研究的具体内容

本课题所研究的高中政治课学生自主、合作、探究学习教学模式是以问题为主线，利用系统的步骤，指导学生思考、探索和解决问题，最终又把问题变成知识。特点是让学生开动脑筋，发现并解决问题。在构建知识结构的同时，锻炼学生的思维能力、学习能力，培养和提高科学合作能力、探究能力。模式的基本原则：预为先导、学为主体、全员参与、师生互动、易讲难引、少讲多练、展示为主、当堂消化、减少作业、前后衔接。根据自主、合作、探究学习课型的不同，本课题研究内容可分为如下几个方面：

1.通过现场听评课、教师访谈、学生座谈等途径，调查研究目前导致我校学生在政治学习中缺乏自主学习能力的原因。

2.研究学法和学习方式，要把学习的主动权还给学生，充分发挥学生的主体作用。研究自主学习、独立思考、合作探究等学习方式，培养学生良好的学习习惯，提高学生的自主学习能力。

3.研究教法。立足学情和教材，根据政治教学的学科特点，研究适合学生的课堂组织形式和教学策略，使得学生能够自主、合作、探究的学习。

四、课题研究的主要方法和基本步骤

（一）课题研究的主要方法

1.文献研究法：搜集有关资料，以现代教育理论为指导，以新形势的要求为方向，探索评价培养学生自主、合作、探究学习的科学方法。

2.行动研究法：尝试用公开课，教师访谈，学生座谈等多种手段探索出培养高中生自主、合作、探究学习的有效途径和方法。

3.经验总结法：总结在实践中成功的经验、教训，并及时进行反思，在研究中收集资料便于今后总结课题。

（二）课题研究的基本步骤

第一阶段：2019年3月——2019年5月

此阶段为课题的准备阶段，对本课题进行全面论证，分析本课题研究的必要性、重要性及可行性。在组内教师的共同努力下，设计完成了课题申报表及课题开题报告，完成课题申报的前提准备工作。

第二阶段：2019年6月——2019年8月

此阶段为初步探索实践阶段，通过开展教师访谈、学生座谈、课堂观察等途径，了解我校学生在学习中普遍缺乏自主学习能力的问题现状及原因剖析。

在这一阶段，政治集备组主要进行政治课自主合作探究模式研究，探索互动教学策略，构建“互动式”课堂模式。进行新课程课堂改革研究，在教育理念、教学设计、教学程序、教学手段等方面进行大胆创新，努力提高课堂教学实效性。

第三阶段：2019年9月——2020年12月

此阶段为深入实践阶段

第一，开展各项课题研讨活动，深入研究课堂有效教学策略。

1、2019年 9月16日，开展第一次课题研讨活动，活动主题是“三段式”自主、合作、探究学习策略的理论与实践。结合组内老师的公开课《文化创新的途径》的教学，分析研究自主、合作、探究学习策略，以提高课堂教学的实效性。在这次活动中，还邀请到教育学院的马老师进行指导，专家提出了许多宝贵意见，交流探讨了自主、合作、探究学习策略的有效性和可行性。

2、2019年11月12日，在组内开展有效教学策略研讨。结合我的公开课《贯彻新发展理念，建设现代化经济体系》讨论如何提高政治课堂教学的实效性？以公开课教学为载体，全组教师开展讨论，寻找提高课堂教学效率的方法及策略。

3、2019年 12月28日，开展第二次课题研讨活动，活动主题是“如何上好高中新课程综合探究课”。讨论如何提高综合探究课堂的教学实效性？尝试使用研究性学习法、讨论法、辩论法、启发式教学方法等在综合探究课中进行运用，取得良好效果。

第二、运用“自主、合作、探究”学习策略，改革课堂教学模式，转变师生理念与角色，进行论文撰写实践活动。

运用“自主、合作”学习策略，改革课堂教学模式。在班级中进行新课程理念的宣传，努力转变学生的学习观念，倡导“自主学习、合作学习”。对课堂教学进行分组教学，建立学习小组，进行分工与合作。在教学实践中形成“学生自主学习”、“小组合作学习”、“师生合作学习”、“自测自查”的课堂教学程序。长期坚持合作学习策略，培养学生的自主学习能力，小组合作探究能力，取得一定的效果。

在这个过程中我撰写的论文《高中政治教学渗透立德树人理念的思考》并发表在部级教育期刊《好日子创新教育》上。

第四阶段：2020年1月——2020年3月

此阶段为总结阶段，收集整理课题研究的各项资料，进行分析、总结，筛选出能提高学生自主学习有效性的课堂教学指导策略，申请成果鉴定与结题，撰写课题研究论文，撰写课题研究结题报告。

五、课题研究的预期成果

通过本次的课题的研究，希望能探索出高中政治学科自主、合作、探究学习教学模式和教学设计的研究，形成课例展示、教学设计、教学研讨，形成研究论文。

通过课题研究希望能总结出高中政治学科学生自主、合作、探究学习能力的培养的途径和方法；从而创新教学模式、教学策略的实践、教学实践、并及时进行阶段性总结和反馈改进。

通过本次课题的研究希望能够改变教师的教学模式，充分发挥学生的主体作用；改变学生的学习方式，激发学生的主动性，培养和提高学生的自主、合作、探究的学习能力，最终有利于提高学生政治课学习效率和课堂教学效率。

六、组织领导和任务分工

课题负责人：徐晶

负责课题研究的全部工作

七、经费筹措及管理

（一）经费来源

自筹经费

（二）课题研究的基本条件和保障

学校非常重视教育教学科研工作，图书资料比较丰富，承担过多项科研课题研究，具备良好的科学研究的条件；学校设施设备齐全、教学资源充足，开展课题研究有很好的物质支持，能够确保顺利完成课题研究任务。

八、主要参考文献

[1]钟启泉﹑崔允﹑张华：基础教育课程改革纲要（试行）解读，华东师范大学出版社，2001.8.

[2]庞维国：论学生的自主学习，华东师范大学学报（教育科学版），2001.6.

[3]胡德海：论教育和自我教育，华东师范大学学报（教育科学版），1998.4

研究生年终总结篇6

关键词：最终产品出口；PM2.5来源气体；排放强度；出口排放量；投入产出结构；欧盟成员国；污染治理；产业结构调整

中图分类号：F062.2；F224.0文献标志码：A文章编号：16748131（2016）04006408

一、引言

经济的快速发展让人们的生活水平得到了极大的提高，但也带来了环境的日益恶化。近年来，中国各大城市雾霾天气出现得更加频繁，PM2.5PM2.5指的是悬浮在空气中可被吸入的那些粒径小于或等于2.5微米的固体颗粒或液滴。PM2.5既来源于自然，也来源于人为，自然来源包括风扬尘土、火山灰、森林火灾、漂浮的海盐、花粉、真菌孢子、细菌等，在空气中转化成PM2.5的气体污染物主要有二氧化硫、氮氧化物、氨气、挥发性有机物等。 指数超标时有发生。PM2.5颗粒通过呼吸进入血液后，其中的重金属会溶解在血液中，通过血液循环

对人体各器官造成极大的伤害。空气质量关系到每个人的切身利益，没有任何人能够幸免。因此关于空气污染指数（Air Pollution Index）的新闻不断成为媒体的头版头条。当“APEC蓝”和“阅兵蓝”成为奢望，我们不禁要反思当前的经济发展方式和经济结构是否合理。

中国大气污染物排放量的快速增长不但源于国内消费需求与投资，出口的迅猛增加和产业结构的不合理也是造成大气污染的幕后推手。一些出口企业技术水平较低，从事着高耗能、高污染的生产和加工，消耗大量资源并排放大量污染气体。因此，占GDP总量大约三分之一的出口无疑对中国的空气质量有着重要的影响。关于对外贸易与PM2.5来源气体排放之间的关系，学术界研究较少，大多数相关文献研究的是对外贸易与能源消耗或温室气体二氧化碳排放的关系。早期学者们主要是基于竞争型投入产出表展开研究，如王娜（2007）、沈利生（2008）、赵玉焕和刘月（2011）等计算了我国对外贸易中部门的能耗密度。这些基于竞争型投入产出表的研究，没有考虑进口中间品的能源消耗和污染物排放，从而在计算产品出口引致的国内能源消耗和污染物排放时会生产高估。

李强：中国与欧盟主要成员国PM2.5来源气体排放量比较研究

因此，学者们开始采用非竞争型投入产出法，通过扣除进口中间品的影响来分析进出口产品的能耗和温室气体排放问题。大多数学者（Kahrlet al，2008；陈迎 等，2008；张友国，2009）利用中国官方公布的投入产出表，使用等比例拆分进口投入品的方法将竞争型投入产出表改为非竞争型投入产出表，然后测算进出口的能源消耗和污染物排放问题。但是，等比例拆分进口投入品的方法也存在问题，其假定进口投入品的比例在各个部门是相同的，这与现实不符，使得测算有一定偏误。随着WTO和OECD共同开发的WIOD（World InputOutput Database）数据库问世，数据质量得到了极大的改善，其中的世界投入产出表将全球主要国家合在一张表中，能够准确体现各国间的贸易流动，并且明确区分了各国各行业的中间品和最终品消耗。更为关键的是，该数据库还提供了各国各种温室气体和污染气体排放的数据，为研究相关各国的气体排放提供了一个统一的数据平台，避免了以往跨国比较研究中统计口径不一致的问题，从而使研究结果具有可比性。以此数据为基础，陈雯和李强（2015）研究了增加值出口视角下中美两国能源消耗和PM2.5来源气体排放的情况，发现中国的能耗和PM2.5来源气体排放分别高出美国64%和157%。张文城和彭水军（2015）测算了发展中国家生产侧和消费侧的环境负荷，得出发达国家向发展中国家转移污染排放且发达国家人均排放了更多污染的结论，但其仅将这些气体当做一般的污染气体分别测算，没有将其归类到PM2.5来源气体。

当前PM2.5成为中国社会各界关心的焦点问题，其重要程度不亚于以往对温室气体排放的研究。然而目前国内关于对外贸易与PM2.5来源气体排放的研究较少，尤其缺乏国家层面比较研究。有鉴于此，本文基于世界投入产出表，从产品生产和最终产品出口两个层面，测算和比较中国与欧盟主要成员国PM2.5来源气体排放量及其变化趋势，并对最终产品出口引致的PM2.5来源气体排放量的变化进行SDA分析，以探究中国与欧盟主要成员国在PM2.5来源气体排放上的差异性以及影响出口排放量增长的主要因素，进而为有效减少PM2.5来源气体排放提供政策参考和监管依据。

二、模型与测算方法

三、实证分析

1.数据说明

本文使用的世界投入产出表包含了全球主要国家其中40个国家的GDP占全球GDP的份额超过 85%，能够良好地反映全球的经贸活动。 的投入产出数据，可以从中分清一国总产出被其他国家作为中间消耗的部分和最终消耗的部分，这是单一国家投入产出表所不具备的，更高的数据质量保证了可以研究得更深入。该表按欧盟经济活动分类标准将各国的产品生产分为35个行业，从而保证了统计口径的一致性。此外，本文从WIOD数据库中的环境账户表（Environmental Accounts）中获取我国和欧盟主要成员国不同行业的PM2.5来源气体排放量包括NOX、SOX、NMVOC、NH3等常见污染气体，NMVOC为非甲烷挥发性有机物，NOX为氮氧化物，SOX为硫氧化合物，NH3为氨气。 ，并结合世界投入产出表分析PM2.5来源气体排放的行业特征。由于世界投入产出表中的环境账户只更新到2009年，本研究的时间区间为1995―2009年。

2.PM2.5来源气体排放量和完全排放强度

从图1可见，除早期个别情况外（如1995―2000年的德国、比利时、丹麦和法国），其余时间段各国的总产值是不断上升的。表1显示了中国和欧盟主要成员国（德国、意大利、比利时、瑞典、丹麦、法国和英国）1995―2009年的PM2.5来源气体排放量，表2则是其各行业的完全排放强度。

表1数据表明，中国的PM2.5来源气体排放量远超欧盟主要成员国，且中国是其中唯一PM2.5来源气体排放量不断增加的国家。从排放总量来看，原因在于中国年度总产值远高于这些欧盟国家，且单位产值的直接排放强度也高于欧盟各国。而从增长趋势看，为什么在总产值均在增长的情况下，欧盟主要成员国的PM2.5来源气体排放量明显减少，而中国仍然大幅增加？本文认为，欧盟各国排放量的减少与其对排放的严格管控有密切关系。欧盟自1998年便开始实施减少危险污染物排放量的计划，2008年后更是通过了《关于欧洲空气质量及清洁空气法令》，对超标排放行为进行严厉惩罚，超标城市一旦被监测到，便会面临70万欧元/天的罚款，这对各城市的环保部门提出了较高的监管要求。另外，该法令还规定了PM2.5的目标浓度限值、暴露浓度限值和削减目标值。在此背景和约束下，欧盟各国对空气质量监管异常严厉，各国企业也严格按照要求，淘汰落后产能，严控排放强度。对比起来，中国PM2.5来源气体排放量逐年增加，与产业结构和能源消费结构的不合理不无关系。许多产业过度依赖煤炭作为燃料，是导致我国大气污染物排放总量居高不下的重要原因。此外，我国燃油含硫量标准是欧美和日本等发达国家的几十倍，燃烧过程中容易产生更多的二氧化硫等有害气体，加剧了空气的污染和PM2.5颗粒的形成。

从表2数据可知，中国各行业的PM2.5来源气体完全排放强度也远远高于欧盟主要成员国。对于中国而言，农林牧渔业、焦炭炼油及核材料业、其它非金属矿物品业、电力燃气水生产与供应业的完全排放强度明显高于其他行业；在欧盟主要成员国中，这些行业的完全排放强度也是较高的。农林牧渔业成为PM2.5来源气体排放源，是因为农业养殖会产生大量氨气，氨气在与二氧化硫、氮氧化物的氧化产物反应后，便生成硝酸铵、硫酸铵，这些均是PM2.5的重要来源。氨气来自畜禽排泄的粪便、尿液，如果任之排放，对环境的危害十分严重，因此欧盟中很多国家都对畜禽养殖中产生的氨气排放采取了严格管理，控制氨气直接排放到大气中。

中国完全排放强度最大的是电力燃气水生产供应业，这是因为中国主要依靠煤炭作为燃料供给能源，煤炭燃烧产生大量的污染气体，容易造成空气污染。相比之下，欧盟各国早已意识到这一点，转而使用核电、风能、太阳能以及生物能发电等来进行替代。目前，核电占全世界发电总量大约在16%左右，欧盟主要成员国的核电供电比例较高（法国78%、比利时60%、德国28%、英国24%），而中国只有4%。丹麦则是充分利用地理条件优势，风能发电占50%，太阳能发电占15%，生物能及其他可再生能源发电占35%，完全摆脱了依靠煤炭发电的路径依赖。由于其能源多样化战略的有效实施，目前丹麦已由原油进口国成为原油出口国，对石油的依赖大大降低，这是值得我们借鉴和学习的。

3.最终产品出口引致的PM2.5来源气体排放量及其分解

从表3数据可知，中国各行业的最终产品出口所引致的PM2.5来源气体排放量远远高于欧盟主要成员国，其中以纺织业和电子与光学设备制造业为最，不仅远高于其他行业，也是欧盟主要成员国相同行业的百倍以上。究其原因，在于这两个行业占中国出口比重较大，其中纺织业的生产、出口、消费均是全球第一。纺织业在生产过程中会向大气中排放大量污染气体，主要分为两部分：一是来自生产过程中使用的煤，原煤含有一定量的硫，在燃烧过程中排放出大量的二氧化硫和烟尘；二是纺织业在生产化学纤维过程中会用到大量二硫化碳，加工过程会释放出以二氧化硫为主的有害气体物质。此外，中国也是全球电子产品第一生产大国，电子与光学设备制造业是其战略性和基础性产业，在集成电路、平板显示器、发光二极管、晶体硅光伏电池、多晶硅、PCB电路板和电子终端产品的生产中，会产生大量的污染气体，如氟化物、氮氧化物、氨气、铅、颗粒物等。相比之下，欧盟各国的最终产品出口量较少，同时也有严格的污染物排放标准。

从增长趋势看，中国最终产品出口引致的PM2.5来源气体排放量的变化最大，2009年比1995年增长了97%；除德国（9%）和丹麦（53%）增长外，其他欧盟主要成员国的排放量均为减少（意大利为-47%、法国为-34%、比利时为-44%、瑞典为-22%、英国为-37%），说明欧盟主要成员国最终产品出口引致的PM2.5来源气体排放量较1995年有很大下降。进一步将各国最终产品出口所引致的PM2.5来源气体排放量变化分解为排放强度因素、投入结构因素和最终出口因素（见表4）。其中，排放强度反映单位产出排放量变化的影响，投入结构因素反映各产业相互投入结构变化的影响，最终出口因素国反映最终产品出口量变化的影响。

从排放强度因素看，中国和欧盟主要成员国都有减少，表明排放强度降低使PM2.5来源气体排放量减少。这说明，各国均非常重视对污染物排放的控制，并采取了一系列政策加以监管，且这些措施有较明显的效果。当然也应清醒地认识到，尽管中国相比以前排放强度有很大降低，但是和欧盟主要国家相比，仍有较大差距。从投入结构因素看，仅中国在三个时段均为大于0，而欧盟主要成员国基本上均小于0。这说明中国对PM2.5来源气体排放量较大的产业更为倚重，产业结构有待进一步升级和调整。从最终出口因素看，随着经济的发展，各国均有较大的增长。其中，中国最终产品出口增长幅度最高，是PM2.5来源气体排放量上升的最主要推手；相比之下，德国等欧盟主要成员国虽然最终产品出口量也有一定的增加，但其增幅远小于中国。

四、结论与启示

本文基于世界投入产出表，测算了1995―2009年中国和欧盟主要成员国各行业的PM2.5来源气体排放总量及其最终产品出口引致的排放量，并将出口排放量的变化分解为排放强度因素、投入结构因素和最终出口因素，研究表明：在中国和欧盟各主要成员国总产出逐年增长的宏观经济背景下，1995―2009年，中国生产和最终产品出口引致的PM2.5来源气体排放量分别增长了约88%和97%，而欧盟主要成员国除丹麦外均实现了负增长，中国各行业的PM2.5来源气体完全排放强度也远远高于欧盟主要成员国；中国和欧盟主要成员国PM2.5来源气体的排放强度均明显降低，进而有效降低了出口排放量，但中国出口的大幅增长以及投入结构变化导致其PM2.5来源气体的出口排放量显著增加，而欧盟主要成员国得益于投入结构的优化实现了PM2.5来源气体出口排放量的负增长。

基于上述结论，得出以下政策启示：第一，中国PM2.5来源气体的排放强度远高于欧盟主要成员国，因此需要淘汰严重污染环境的落后工艺和设备，积极向欧美发达国家学习减排的经验和工艺，最大限度地降低污染物排放强度。第二，目前中国高耗能、高排放的产业占据了较高的比例，因此需要优化产业结构，逐步淘汰落后产能，加速发展无污染的战略性新兴产业，对污染严重的企业要严格把关和监督，并运用高新技术改造传统产业。第三，在出口方面不能仅以数量为最终目标，中国出口产品很大一部分是初级产品以及污染较重的中间产品和制成品，其生产和加工对生态和环境影响非常大，这种以高污染为代价的出口是不可持续的，必须提高自身技术水平，转变主要依靠劳动密集型贴牌加工、高污染高能耗的粗放式出口方式。做好以上三点，我国的污染物排放问题才能得以改善。

参考文献：

陈雯，李强.2015.增加值出口的能源消耗和污染气体排放――新贸易核算方法下的中美对比[J].吉林大学社会科学学报（1）：7482.

陈迎，潘家华，谢来辉. 2008.中国外贸进出口商品中的内涵能源及其政策含义[J].经济研究（7）：1125.

沈利生，唐志.2008.对外贸易对我国污染排放的影响――以二氧化硫排放为例[J].管理世界（6）：2129.

王娜，张瑾，王震，等.2007.基于能源消耗的我国国际贸易实证研究[J].国际贸易问题（8）：914.

张文城，彭水军. 2014.南北国家的消费侧与生产侧资源环境负荷比较分析[J].世界经济（8）：126150.

张友国. 2009.中国贸易增长的能源环境代价[J].数量经济技术经济研究（1）：1630.

研究生年终总结篇7

以新疆加工贸易经济效应为研究对象，以1998—2013年的统计数据为基础，对新疆加工贸易经济效应进行实证分析，利用Eviews6.0软件对计量模型进行了参数估计和检验，并加以修正，揭示了目前新疆加工贸易与经济增长的关系。

［关键词］

加工贸易;经济效应;实证分析;新疆

1引言

新疆位于我国西北边陲，是连接我国与中亚、西亚、南亚以及东欧、俄罗斯的重要通道，在我国与中、西、南亚国家对外贸易发展上，新疆占据着得天独厚的区位优势。随着“一带一路”战略、中巴经济走廊战略以及19个省市第二次对口援疆政策的提出，更为新疆区位优势的发挥、加工贸易的发展提供了前所未有的契机。新疆加工贸易起步较晚，但发展较快。进出口总额从1998年的8352万美元增长到2013年的50993万美元，增长了约6.11倍。大力发展加工贸易，不仅有利于充分利用新疆的地缘优势，开拓中亚、西亚、南亚以及欧洲市场，还可促进内地资金、国外资金向新疆市场的流入，促进新疆产业结构的升级以及出口商品结构的优化。因此，本文将从新疆的实际情况出发，对新疆地区加工贸易的经济效应进行研究，以期能揭示新疆加工贸易与经济增长的关系。

2新疆加工贸易与经济增长关系的实证分析

2.1指标的选取和数据的选取

根据宏观经济学理论可知，GDP=C+I+G+(X－M)，其中GDP为国内生产总值，C表示消费，I表示投资，G表示政府购买，(X－M)表示净出口(X表示出口、M表示进口)。从而可知，消费、投资、政府支出和净出口是影响一个国家或地区总需求的主要因素。在各种影响因素中，消费和投资对于经济增长的影响较为突出，然而近年来中国国内各地区消费状况并不理想，反而贸易顺差却与日俱增，使得净出口对经济增长的推动作用日益明显。因此，将净出口放在与消费和投资同等重要的地位来研究它们对于经济增长的促进作用是十分有意义的。净出口主要可以分为两部分:一部分为一般贸易净出口;另一部分为加工贸易净出口。因此，根据本文的研究方向和主题，笔者认为采用能够客观反映一个地区经济实力的GDP(即国内生产总值)作为因变量较为合适。虽然本文研究的主要方向是加工贸易与经济增长之间的关系，但是单一的加工贸易进出口总额对于经济增长的影响并不明显，根据国内生产总值的影响因素综合考量，以最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额以及加工贸易净出口总额作为自变量进行研究更为合适。本文采用的数据是年度数据，样本期为1998—2013，数据来源于《新疆统计年鉴》，如表1所示，并将运用Eviews6.0软件对数据进行处理。

2.2趋势图和相关度分析

由下图可看出，新疆地区国内生产总值与最终消费和资本形成总额大致呈平稳上升状态，虽然一般贸易净出口总额与加工贸易净出口总额波动不大，但对新疆地区经济增长起到了一定促进作用。各变量之间走势基本相似，说明它们之间存在一定的相关关系，反映出序列可能存在趋势项，是非平稳序列。从表2可以看出，各变量之间具有较强的相关性(因为它们的相关系数接近于1)，但这种相关性并不能说明各变量之间就必定具有因果关系，即使它们之间存在因果关系也无法准确判断它们之间哪个是因，哪个是果。因此，除了上述相关系数矩阵之外，我们还应该运用其他计量经济学的检验方法进一步分析各变量之间的关系。

2.3单位根检验(ADF检验)

当所研究的经济变量数据为时间序列数据时，在利用计量回归方法讨论各经济变量之间是具有一定意义的经济关系之前，必须对各个变量的时间序列的平稳性与非平稳性进行判断。然而，在实际中，很多时间序列都是非平稳的，因此，对变量进行平稳性检验是十分有必要的。为了判断序列的平稳性，将使用Eviews6.0软件对时间序列进行分析，采用ADF单位根检验，得出结果如表3所示。根据ADF单位根检验可以得出如下结论，在1%，5%，10%三个显著性水平下，Y、X1、X2、X3及X4单位根检验的Mackinnon临界值都小于ADF值，从而不能拒绝原假设，这表明原始序列存在单位根，是非平稳序列;经过一阶差分后，临界值仍然都小于ADF值，从而也不能拒绝原假设，这表明原始序列依旧存在单位根，仍然是非平稳序列;而经过二阶差分后，ADF值均大于相应临界值，从而拒绝原假设，这便表明序列经过二阶差分后不存在单位根，是平稳序列。因此，Y、X1、X2、X3及X4均为二阶单整序列。

2.4协整检验

协整是指多个非平稳经济变量的某种线性组合是平稳的。协整分析对于检验变量之间的长期均衡关系具有非常重要的作用，而且也是区别真实回归和伪回归的比较有效的方法。为了分析新疆地区国内生产总值与最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额之间是否存在协整关系，采用EG两步法进行协整检验，由表3单位根检验结果可知，Y、X1、X2、X3及X4均为二阶单整序列，用OLS法得到回归结果，检验结果如表4所示。由表4中的数据可以得到，R2=0.997220，修正的可决系数珔R2=0.996209，这说明模型对样本的拟合很好，可以反映出，最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额对新疆地区国内生产总值的影响是显著的。并且由模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额每增长1%，平均来说新疆国内生产总值会增长1.559839%、0.183370%、0.091788%和20.27658%。这与理论分析和经验判断基本一致。可是，变量之间是否存在协整关系，回归结果当中得到的回归系数是否具有经济意义，回归模型是否具有实际价值的关键在于残差序列是否是平稳序列。因此，我们需要对估计结果的残差序列进行平稳性检验，残差序列ADF检验结果如表5所示。由表5可看出，在1%，5%，10%三个显著性水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别小于相应的临界值，从而拒绝原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列。说明变量之间存在协整关系，即变量之间有长期均衡关系，那么，回归结果当中得到的回归系数具有经济意义，回归模型具有实际价值。

2.5格兰杰因果检验

由单位根检验结果可知，Y、X1、X2、X3及X4均为二阶单整序列。并且，通过协整检验的结果可知，新疆地区国内生产总值和最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否存在因果关系以及因果关系的方向如何判断，还需要对其进行格兰杰因果检验来判断。格兰杰因果检验结果如表6所示通过检验，发现在10%显著水平下，滞后两期作因果检验效果比较好。检验结果由表6可以看出，在10%的显著水平下，Y是X3及X4的格兰杰原因，这表明新疆地区国内生产总值的变动拉动了一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额;X1是X3及X4的格兰杰原因，这说明最终消费的变动对一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额具有一定的推动作用;X2是X1及X3和X4的格兰杰原因，这表明资本形成总额对于最终消费、一般贸易净出口总额以及加工贸易进出口总额均具有推动作用;X3是Y及X1和X4的格兰杰原因，这说明一般贸易净出口总额不仅对新疆地区国内生产总值具有促进作用，同时也促进了最终消费与加工贸易净出口总额的发展;X4是X1及X2和X3的格兰杰原因，这表明加工贸易净出口总额对于最终消费、资本形成总额以及一般贸易净出口总额等因素都具有重要的推进作用。总而言之，最终消费、资本形成总额以及一般贸易净出口总额和加工贸易净出口总额对新疆地区经济的发展都起到了明显的促进作用。

3结论及对策

3.1结论

第一，由本文的各种研究可以看出，最终消费、资本形成总额、一般贸易净出口总额及加工贸易进出口总额等因素确实与新疆地区国内生产总值的增长息息相关，新疆地区GDP的增长离不开其中任何一项因素。但是近年来消费对于经济增长的促进作用并不十分理想，这也将间接影响加工贸易的发展。第二，经过相关度的研究发现，加工贸易的进出口确实促进了新疆地区经济的增长，并且随着时间的推移，前者对于后者的推动作用越来越显著，但同时也很容易发现，加工贸易进出口总额对经济增长的贡献率不仅低于最终消费与资本形成总额，而且还低于一般贸易净出口总额。这表明，加工贸易的进出口对于新疆地区经济增长的促进作用还有很大的提升空间。第三，通过格兰杰因果检验可以看出，新疆地区国内生产总值确实拉动了加工贸易的进出口总额，促进着加工贸易的发展，但是加工贸易并没有对新疆地区的经济增长起到十分明显的促进作用。

3.2对策

第一，政府应加大对加工贸易进出口的鼓励力度，积极促进加工贸易的发展，从而提升加工贸易净出口总额对于经济增长的贡献率，进一步促进经济的增长。第二，改善加工贸易型外商直接投资的市场准入制度，提高加工贸易型外商直接投资在新疆地区的准入标准，尤其是对于一些技术含量较低、在本地区购买率较低、资源消耗量较大的加工贸易型企业的准入标准要更为严格，从而提高外商直接投资的质量，促进加工贸易进出口的发展。第三，简化报关、报检以及出口退税的程序及步骤，加快通关速度，消除政策矛盾，加快企业资金回笼速度，提高资金周转力度，推动加工贸易进出口的发展。

参考文献:

［1］宣烨.我国加工贸易效应的实证分析———基于经济增长、产业竞争力的视角［J］．国际贸易问题，2012(4):76－81.

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［3］李秋月.新疆加工贸易经济效应实证研究［D］．乌鲁木齐:新疆财经大学，2011.

［4］顾雄飞.安徽省加工贸易经济效应的实证研究［D］．马鞍山:安徽工业大学，2012.

［5］庞浩.计量经济学［M］．2版.北京:科学出版社，2007.

［6］新疆区统计局，国家统计局.新疆统计年鉴［M］．北京:中国统计出版社，1999－2014.

［7］马涛.我国加工贸易的结构调整与转型［J］．中国市场，2013(7)

研究生年终总结篇8

【关键词】最终需求结构；产业结构；投入产出模型

2015年，我国国内生产总值（GDP）同比增长6.9%，是近25年来的最低水平，并且首次低于7%；江苏GDP同比增长8.5%，是近24年来的最低水平。经济增速放缓，符合经济新常态所要求的稳增长、调结构的发展趋势，但经济发展中的结构性压力也在不断加大。从需求上看，经济发展需求不足，出口、投资、消费三驾马车都面临较大压力；从供给上看，生产能力普遍过剩，产业结构不合理的情况较严重。可见，我国经济无论在需求上，还是供给上都出现了问题。当前，产业结构和需求结构不相适应已成为亟待解决的关键问题，把产业结构的调整与投资、消费和净出口三大需求的变化紧密结合起来，研究它们两者之间的互动关系及内在机理，揭示需求结构变化对产业结构调整的影响，对江苏产业结构的战略性调整具有重要的理论和实践意义。

一、江苏最终需求结构与产业结构的演变分析

1.江苏三次产业结构变化情况

从产业结构变化上看，2000-2015年江苏一、二、三产业增加值的比例关系由12.2∶51.9∶35.9升级为3.7∶47.7∶48.6。2000-2015年一产GDP所占比重下降了8.5%，年均下降0.57%；2000-2015年二产GDP所占比重下降了4.2%，年均下降0.28%；2000-2015年三产GDP所占比重上升了12.7%，年均上升0.85%。

从三次产业贡献率的变化上看，2000-2014年江苏一、二、三产业贡献率的比例关系由4.3∶64.3∶31.4变化为1.7∶50.4∶47.9，2000-2014年一产GDP贡献率下降了2.6%，年均下降0.19%；2000-2014年二产GDP贡献率下降了13.9%，年均下降0.99%；2000-2014年三产GDP贡献率上升了16.5%，年均上升1.18%，第一、二产业贡献率下降，第三产业贡献率上升。

2.江苏最终需求总量及结构变化情况

从消费、投资和净出口总量上看，2014年江苏消费总量为31067.33亿元，是2000年的8.37倍；2014年资本形成总量为29799.68亿元，是2000年的7.36倍；2014年净出口总量为4221.31亿元，是2000年的5.29倍。

从最终需求结构变化上看，2000-2014年江苏消费在最终产品中的比重上升了4.3%，年均上升0.31%；2000-2014年投资所占比重下降了1.5%，年均下降0.11%；2000-2014年净出口所占比重下降了2.8%，年均下降0.2%。消费比重有所上升，投资、净出口比重下降。

二、江苏最终需求的三次产业诱发效应分析

1.基于投入产出模型的产业诱发效应分析

2.江苏2012年最终产品拉动三次产业增加值及比重情况

根据最新公布的江苏2012年的投入产出表进行计算，将江苏最终产品拉动三次产业诱发额（总产品）乘以增加值率（2012年江苏三次产业增加值率顺次为59.33%、23.15%、57.30%），即可得出最终产品拉动的三次产业的增加值及其比重的数据，见表1。在最终产品中，2012年江苏消费、投资、净出口和净流出（江苏与国内省外商品与服务的流出减流入的差额）各占最终产品的比重为39.33%、46.19%、11.47%和3.42%，呈现出“投资、消费、净出口和净流出”为序的格局。

各项最终产品在三次产业的分布中，只有消费拉动的三次产业增加值结构为“三二一”类型，即5.94%、33.54%、60.52%，第三产业占第一位，而其他各项最终需求均为“二三一”结构，净出口中二产比重最高，近80%。可见，要提高第三产业增加值所占比重，就必须扩大消费，并在各项最终需求中逐步提高第三产业所占比重。

3.江苏2002年最终产品拉动三次产业增加值及比重情况

根据江苏2002年的投入产出表进行计算，将江苏最终产品拉动三次产业诱发额（总产品）乘以增加值率（2002年江苏三次产业增加值率顺次为47.21%、24.07%、56.48%），即可得出最终产品拉动的三次产业的增加值及其比重的数据，见表2。在最终产品中，2002年江苏消费、投资、净流出（江苏与国外省外商品与服务的流出减流入的差额）各占最终产品的比重为21.76%、73.49%、4.75%，呈现出“投资、消费、净流出”为序的格局。

各项最终产品在三次产业的分布中，消费、投资、净流出拉动的三次产业增加值结构均为“二三一”类型。其中，投资、净流出对第二产业增加值拉动作用达到98.35%和96.32%，消费对三次产业增加值拉动作用较均衡。

三、结论与建议

随着江苏经济快速发展，江苏经济结构也不断优化。2015年三次产业结构达到“三二一”型，实现了质的跨越。最终需求结构也不断趋于优化，2002-2012年投入产出数据显示，投资占比从73.49%下降到46.19%，下降了27.3%；消费占比从21.76%上升到39.33%，上升了17.57%；净流出占比上升了9.73%。最终消费中，消费对产业结构向“三二一”型发展发挥了巨大的拉动作用。因此，要根据市场需求结构变化的要求，优化江苏最终产品结构，以促进江苏产业结构的优化升级。要逐步提高消费在最终需求中的比重。投资和净流出的拉动作用主要体现在提高第二产业GDP的比重上，要使江苏产业结构优化升级、提高第三产业GDP所占比重就必须提高消费在拉动经济发展的三驾马车中的比重。“十三五”期间，江苏要在新常态下继续扩大消费需求，提高全员劳动生产率，提高居民收入和就业水平，优化收入分配格局，合理提高劳动报酬在增加值中的比重，提高社保水平来改善居民的消费预期，挖掘消费的潜力，培育消费热点，提高消费的层次，改善消费环境，以推动消费结构的优化升级。目前，江苏消费诱发程度较大的产业部门有批发和零售业、金融业、交通运输仓储和邮政业、公共管理社会保障和社会组织业、租赁和商务服务、教育、房地产、卫生和社会工作、住宿和餐饮业等，要加强对这些产业的投入与调控，以更好的扩大消费需求。要大力发展信息、旅游、教育、医疗保险、养老服务业等发展后劲较强的生产业，以及对经济转型升级起重要作用的研发、营销、金融、商务、保险、物流等。同时，也要努力优化第二产业的内部结构，努力提高高新技术产业占比，加快改造提升传统产业。积极发展现代高效农业，促进农业现代化。

参考文献：

[1]贾晓峰：《江苏最终需求结构与产业结构之间互动变化定量研究》，〔南京〕《江苏社会科学》2015年第6期。

[2]贾晓峰：《长三角地区产业结构历史演变与对策》，〔杭州〕《统计科学与实践》2011年12期。

[3]李春顶赵美英彭冠军：《美国三大需求结构演变及其对中国的启示》，〔北京〕《世界经济导刊》2014年8期。

[4]沈利生：《最终需求结构变动怎样影响产业结构变动》，〔北京〕《数量经济技术经济研究》2011年12期。

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