时间：2022-03-23 12:29:49
【一】
本学期我认真学习，从各方面严格要求自己，积极向老教师请教，结合本校的实际条件和学生的实际情况，勤勤恳恳，兢兢业业，使教学工作有计划，有组织，有步骤地开展。为使今后的工作取得更大的进步，现对本学期教学工作作出总结，希望能发扬优点克服不足总结检验教训继往开来，以促进教学工作更上一层楼.总结如下:
一、努力提高课的质量，追求复习的最大效益
1、认真学习新课改的考试说明和考试纲要，严格执行课程计划，确保教学进度的严肃性.高三年级在明确学期教学计划的基础上，本学期以来经常进行备课组集体备课，教学案一体化，将长计划和短安排有机结合，既体现了学期教学的连贯性，又体现了阶段教学的灵活性。
2、准确定位复习难度，提高课堂复习的针对性。我们把临界生这个群体作为高考复习的主要对象，根据临界生的知识结构，能力层次来设计课堂教学，不片面地追求"高，难，尖"，而是在夯实基础的前提下，逐步提高能力要求，从而突出重点，突破难点。
3、不断优化课堂结构，力促课堂质量的有效性。首先，针对复习课特点，明确复习思路，构建了二轮复习"四合一"的课堂模式：能力训练+试卷讲评+整理消化+纠错巩固。
能力训练做到在一轮复习的基础上，排查出学生的考点缺陷，有针对性地进行强化训练;试卷讲评做到在错误率统计和错误原因分析的基础上进行讲评，讲评的对象明确定位为中转优学生，评讲效果的衡量标准就是看中转优学生有没有真正搞懂;整理消化首先确保各学科当堂消化的时间;错误率较高的题目在一定的时间长度内，以变形的形式进行纠错巩固训练，同时在周练中予以体现.
二、让学生切实做好题，发挥训练的最大功能
1、实行 "下水上岸"制，提高练习质量。 "下水"是为了"上岸"，教师做题是为了选题。为此，本人对给学生做的题目自己先过一遍，加强对选题的工作，练习材料没有照搬现成资料，同时整个年段的题目是备课组集体研讨而成;要先改造，后使用，力求做到选题精当，符合学情。
2、有效监控训练过程，确保训练效度.训练上特别重视训练的计划性，明确每周训练计划.认真统计分析，对于重点学生更是面批到位.指导学生进行自我纠错，并定期进行纠错训练.
此外，对考试这一环节，严格考试流程，狠抓考风考纪，重视考试心理的调适，答题规范化的指导和应试技能的培养，努力消除非智力因素失分。及时认真地做好每次考试的质量分析，并使分析结果迅速，直接地指导后面的复习工作。
3、强化基础过关，实施分层推进.针对学生基础相对薄弱的现状，实施基础题过关的方法，在夯实基础的前提下，实验班适当提升训练难度，同时实行必做题和选做题的分档训练。这一举措对学生成绩的提高取得了良好的效果。
还有很多做得不够的地方，我一定保持谦虚谨慎，戒骄戒躁的作风，在今后的工作中扬长避短，不断进步，不辜负领导和家长们对我的信任，在来年再创佳绩。
【二】
一、加强集体备课，优化课堂教学。
新的高考形势下，高三数学怎么去教，学生怎么去学?无论是教师还是学生都感到压力很大，针对这一问题制定了严密的教学计划，提出了优化课堂教学，强化集体备课，培养学生素质的具体要求。
即优化课堂教学目标，规范教学程序，提高课堂效率，全面发展、培养学生的能力，为其自身的进一步发展打下良好的基础。在集体备课中，注重充分发挥各位教师的长处，集体备课前，每位教师都准备一周的课，集体备课时，每位教师都进行说课，然后对每位教师的教学目标的制定，重点、难点的突破方法及课后作业的布置等逐一评价。
集体备课后，我根据自己班级学生的具体情况进行自我调整和重新精心备课，这样，总体上，集体备课把握住了正确的方向和统一了教学进度，对于各位教师来讲，又能发挥自己的特长，因材施教。
二.研读考纲，梳理知识
研究《考试说明》中对考试的性质、考试的要求、考试的内容、考试形式及试卷结构各方面的要求，并以此为复习备考的依据，也为复习的指南，做到复习不超纲，同时，从精神实质上领悟《考试说明》，具体说来是：
(1)细心推敲对考试内容三个不同层次的要求。准确掌握哪些内容是了解，哪些是理解和掌握，哪些是灵活和综合运用。这样既明了知识系统的全貌，又知晓了知识体系的主干及重点内容。
(2)仔细剖析对能力的要求和考查的数学思想与教学方法有哪些?有什么要求?明确一般的数学方法，普遍的数学思想及一般的逻辑方法(即通性通法)。
三、重视课本，狠抓基础，构建学生的良好知识结构和认知结构。
良好的知识结构是高效应用知识的保证。以课本为主，重新全面梳理知识、方法，注意知识结构的重组与概括，揭示其内在的联系与规律，从中提炼出思想方法。
在知识的深化过程中，切忌孤立对待知识、方法，而是自觉地将其前后联系，纵横比较、综合，自觉地将新知识及时纳入已有的知识系统中去，融会代数、三角、立几、解析几何于一体，进而形成一个条理化、有序化、网络化的高效的有机认知结构。如面对代数中的“四个二次”：二次三项式，一元二次方程，一元二次不等式，二次函数时，以二次方程为基储二次函数为主线，通过联系解析几何、三角函数、带参数的不等式等典型重要问题，建构知识，发展能力。
四、狠抓常规，强化落实与检查
精心选题，针对性讲评。我们发扬数学科组的优良传统，落实“以练为主线”的教学特色。认真抓好每周的“一测一练”。“每周一测”、既要注重重点基础知识，出“小，巧，活”的题目;又要注意培养学生的能力，出有新意的题目，只要能抓住这两点，就是好题。
对每次测验和练习，我们都坚持认真批改，全面统计。为发挥学生的学习自主性，还要求学生对自己做错了的习题进行改错，提高习题课讲评的针对性与课堂教学的效率性。
五、注重“三点”，培养学习习惯。
高三复习注意到低起点、重探究、求能力的同时，还注重抓住分析问题、解决问题中的信息点、易错点、得分点，培养良好的审题、解题习惯，养成规范作答、不容失分的习惯。
六、选择填空题的地位与复习策略
虽然高考中选择填空题占分的比例接近50%，高考考它们的方向是基础与全面，为顾及到各层次的考生，高考一定要考基础，考试的知识点覆盖率应该尽量大，这些设计目标由选择填空题来完成。以它的目的来看，选择填空题的难度不应该大，一张卷有1-2道难度大的题就足够了。
而文科这是很重要的一部分，所以复习时应用花大的精力去抓选择填空题，实际上，实践告诉我们，难的选择填空题是押不上的，遇到时只能依靠学生自己的数学能力。选择填空题往往有一些技巧解法，如排除法，特值法，代入数值计算，从极端情况出发，等等，我们除了在平时的训练，还作了选择填空题的专题训练以提高学生的解题技巧。
七、不同学生不同要求
高考采用新的模式，学生选修的科类不同，因此学生的整体情况不一样，同一班级的学生，层次差别也较大，给教学带来很大的难度，这就要求每位教师要从整体上把握教学目标，又要根据各班实际情况制定出具体要求，对不同层次的学生，应区别对待，这样，对课前预习、课堂训练、课后作业的布置和课后的辅导的内容也就因人而异，对不同班级、不同层次的学生提出不同的要求。
在课堂提问上也要分层次，基础题一般由学生来做，以增强他们的信心，提高学习的兴趣，对能力较强的学生要把知识点扩展开来，充分挖掘他们的潜力，提高他们逻辑思维能力和分析问题、解决问题的能力。课后作业的布置，既有全体学生的必做题也有针对较强能力的学生的思考题，教师在课后对学生的辅导的内容也因人而异，让所有的学生都能有所收获，使不同层次的学生的能力都能得到提高。
对尖子生时时关注，不断鼓励。对学习上有困难的学生，更要多给一点热爱、多一点鼓励、多一点微笑。关爱学生，激起学习激情。热爱学生，走近学生，哪怕是一句简单的鼓励的话，都能激起学生学习数学的兴趣，进而激活学习数学的思维。
心理教育，助长学习成绩。学好数学，除了智力因素以外，还有非智力因素特别是心理方面，一些同学害怕学不好数学，或者以前数学成绩一直不好，现在也一定学不好等，我们采用了个别交流学习方法、学习心得等，告诉学生只要做好老师上课讲解的，课后加强领会、总结，一定会有进步的，不断关怀、帮助、指导，学生积极性提高，问的问题也多了起来，学习成绩也渐渐提高了。
【三】
本人这学期担任高三年(6)(7)班数学教学工作。这一学期中我们在高三备课组在组长带领下，能发挥集体智慧，共同协作，努力提高班级的数学成绩。现将自己本学期教学工作总结
一、认真工作，加强专业学习
(1)我能认真翻阅大量资料，备好每节课，注意所选题目的典型性和层次性，该不讲的就不讲，重点要讲的一定讲透。努力探索每节课适用的教法，优化课堂。
(2)课堂教学时，注意根据平行班学生基础差特点，分析，板书详细些，归纳好重要题型的解题策略，并做好变式拓展。抓住时机总结出重要的数学思想方法及一些规律方法。提高学生学习的有效性。
(3)备课组统一练习，总复习过程中坚持做一周三次选择填空专练，两次综合练习。因自己所教班级是平行班，因此更注重学生基础知识的训练及兴趣的培养，因此对练习有针对性地进行删减。
(4)及时批改作业，对典型错误及时反馈，对部分学生实行面批。让学生重视数学学习。
(5)利用晚自习时间对部分学生学习及学习方法进行个别指导，使部分学生学习成绩及学习兴趣有所提高。
(6)自身做大量习题，提高自己的专业水平。取精华，去糟粕，反馈给学生，让学生学得有效率。
(7)积极参加教研组活动和备课组活动，上好每一节课，并能听各位老师的课，从中吸取教学经验，取长补短，提高自己的教学的业务水平。与同备课组同事讨论新课改方向及试题，并预测今年高考方向，明确复习方向与重点。
二、关心学生成长
学生到学校的主要目的除了学习，还有做人。
(1)抓住合理机会，对学生进行德育教育。比如迟到，学习散漫等。取得效果还是较好的，树立教师的威信，赢得学生尊重。
(2)关心学生考前的心理变化，寻找方法消除学生的焦虑，不自信因素，帮学生树立信心。
关键词： 西葫芦； 产量； 产量构成因素
西葫芦（Cucurbita pepo L.）是主要瓜类蔬菜之一。自20世纪80年代以来，以早青为代表的矮蔓品种，曾占据了80%以上的市场。进入21世纪，随着国外半矮蔓品种的引进，如法国冬玉、法拉利等和吊蔓技术的推广，国内近年来新选育的西葫芦品种多为半矮蔓品种[1-2]。研究表明半矮蔓与矮蔓品种的冠层及光合特性存在差异[3-4]，总产量半矮蔓品种高于矮蔓品种，产量的差异主要是在生育后期形成的[5]，本研究通过矮蔓和半矮蔓西葫芦产量与其构成因素的研究，进一步揭示不同蔓性西葫芦产量差异的形成原因。
1 材料与方法
1.1 试验材料与设计
试验于2011年3—6月在山西省农科院棉花所试验大棚中进行，行距1 m，半矮蔓品种株距为54 cm，矮蔓品种株距为45 cm，小区面积13.5 m2。半矮蔓品种与矮蔓品种分别种植，相同蔓性的品种随机排列，3次重复。播种前施底肥，667 m2施尿素50 kg（N含量46%）、二铵50 kg（N含量18%、P2O5含量46%）、农家肥5 000 kg，各项田间管理依据西葫芦大棚高产栽培技术进行。
选用4个西葫芦品种，2个半矮蔓品种分别是东葫4号、冬玉；2个矮蔓品种分别是长青王3号、早青一代。冬玉由法国引进，北京生光地公司提供，其余品种由山西农业科学院棉花研究所西葫芦育种组提供。
1.2 调查项目
产量：以市场商品瓜质量350～450 g为标准，收获并记录各处理的产量。从开始采收至20 d之前为早期产量。
产量构成：每个品种每重复标记5株，以记载单株 50节位内产量构成因素。单株产量：生育期单株采收商品瓜总质量（g）；单株结果数量：生育期单株采收商品瓜总瓜数量；单果质量：生育期单株采收商品瓜总质量与采收商品总瓜数量的平均值（g）；雌花数量：生育期内植株所有雌花数量；坐果率：单株结果数量与单株开放雌花数量的比值；果实发育速度：结果中期测量从授粉到商品瓜采收时平均每天瓜长与瓜径（cm），果实生长发育速度（g·d-1）=商品瓜质量/瓜发育时间（d）；始花期：从定植到第1雌花开放的时间（d）；始收期：从定植到第1果开始采收的时间（d）。
2 结果与分析
2.1 早期产量构成因素分析
从表1看出，矮蔓和半矮蔓品种的第1雌花节位、始花期和始收期差异不显著，说明不同蔓性品种早熟性没有差异，半矮蔓单株结果数量和单株产量显著高于矮蔓，但由于矮蔓适宜栽培的密度比半矮蔓大，因此早期产量矮蔓品种高于半矮蔓品种，矮蔓平均667 m2早期产量2 000.7 kg，半矮蔓平均667 m2早期产量为1 932.8 kg，矮蔓较半矮蔓增产3.51%，经t检验，二者差异不显著。
2.2 不同矮蔓型西葫芦产量构成因素
2.2.1 果实发育速度比较 在结瓜中期每个品种选择当天开放的整齐一致的雌花5个，正常授粉后追踪测量其瓜长和瓜径的变化（图1）。开花时，瓜长平均为5.03 cm，瓜径平均为1.95 cm，各品种的瓜长和瓜径差异不显著，授粉后1～6 d瓜长和瓜径迅速膨大，瓜长平均生长速度半矮蔓为2.14 cm·d-1，矮蔓为1.64 cm·d-1，瓜径平均速度半矮蔓为1.00 cm·d-1，矮蔓平均为0.79 cm·d-1，表明授粉后1～6 d半矮蔓果实生长速度比矮蔓快。授粉后第6～15天果实增长缓慢。试验中以市售标准瓜长22 cm左右，瓜径7.0 cm左右采收，半矮蔓2个品种在授粉后9～10 d可以上市，矮蔓2个品种需要11～12 d，结果半矮蔓品种果实发育速度平均为40.2 g·d-1，较矮蔓品种36.5 g·d-1多3.7 g·d-1，可见半矮蔓品种的果实膨大速度比矮蔓品种快。
2.2.2 雌花比例 试验中以10节为1组分别考察了不同品种雌花比例，图2表明，参试品种雌花比例有差异，半矮蔓品种的雌花比例相对较高，东葫4号最高达平均79.8%，冬玉为69.9%，矮蔓品种长青王3号 为65.5%，早青一代最低为62.7%；生育期对各品种的雌花比例影响不大，在结瓜中期，基本保持在一个稳定的水平，生育早期1～10节雌花比例较低，这与第1雌花节位以下全是雄花有关，在结果后期各品种的雌花比例略有下降，这可能与生育后期温度过高有关。
2.2.3 坐果率 图3表明，2个半矮蔓品种的坐果率显著高于2个矮蔓西葫芦（P
2.2.4 单株结果数量 单株结果数量是单株产量和总产量的主要影响因素。图4表明，随着生育进程，西葫芦品种单株结果数量增加，在定植后44～65 d不同矮蔓性单株结瓜数量差异不明显，定植后72～100 d，半矮蔓品种的单株结果数量逐渐高于矮蔓品种，结果全生育期半矮蔓品种的单株结果数量平均为14.7个，较矮蔓品种9.5个多5.2个。说明单株结果数量的差异是在结果中后期造成的，这可能是半矮蔓品种后期能维持较高产量的主要原因之一。
2.2.5 单株产量 由于单瓜质量在采收时根据市场需要人为控制差异不显著，因此单株产量随生育进程的差异主要由于单株结果数量造成。由图4可知，定植72 d后，半矮蔓品种的单株结果数量明显的上升，而矮蔓品种的单株结果数量在定植72 d后上升缓慢，表明单株产量的差异是在生育后期造成的。实际测定半矮蔓品种的单株产量平均为4.95 kg，较矮蔓品种平均单株产量3.25 kg增产52.3%。
2.3 产量与其构成因素的相关性分析
以矮蔓667 m2 定苗1 482株，半矮蔓1 235株折合产量，半矮蔓品种平均667 m2产量为6 113.3 kg，矮蔓平均品种为4 816.5 kg，半矮蔓较矮蔓增产26.9%，经t检验，半矮蔓品种显著高于矮蔓品种。表2表明，早期产量与第1雌花节位、始花期和始收期呈负相关，说明雌花节位越低，越有利于早期产量的形成；早期产量与总产量呈负相关，早期单株产量与总产量呈正相关，说明提高单株产量对提高总产是有利的，而早期产量高的品种可能会对总产量造成影响。早期单株产量与早期产量呈负相关，而4个品种的早期产量差异不显著，说明半矮蔓品种的早期产量的提高主要是由于单株产量的提高，矮蔓品种的早期产量的提高主要是由于群体数量的增加。
相关分析表明（表2），总产量与单株结瓜数量及单株产量呈极显著相关，相关系数分别是0.993 5和0.990 1，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关，相关系数分别为0.982 6和0.984 4，与雌花比例相关，但不显著；单株产量与单株结瓜数呈极显著正相关，相关系数为0.996 9，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关，相关系数分别为0.983 6和0.952 5，说明坐果率越高，果实发育速度越快，单株结果数就越多；总产量和单株产量都与单果质量呈负相关，说明单果质量过大不利于坐果率的提高，从而影响产量；由此可见半矮蔓品种产量高于矮蔓品种，主要是由于提高了果实的发育速度和坐果率，使单株产量显著高于矮蔓品种的产量。
表2 产量与其构成因素相关性分析
3 讨 论
不同矮蔓型西葫芦产量与其构成因素有关。李建友等[6]认为，单株结果数量和单果质量对产量影响最大，而第1雌花节位对单株结果数量最重要。本试验结果表明，半矮蔓与矮蔓第1雌花节位及早期产量没有显著差异，而总产量半矮蔓品种显著高于矮蔓品种，平均增产26.9%。相关分析表明，总产量与单株结果数量及单株产量呈极显著相关，与坐瓜率及果实发育速度呈显著相关。单株产量等于单株结果数量与单果质量的乘积，本试验单果质量受人为控制，品种之间差异不显著，故单株产量的差异主要是由单株结果数量导致。因此半矮蔓品种单株产量较矮蔓品种高，主要是果实发育速度较快、坐果率较高，使单株结果数量提高导致的。从生育进程看（图4），定植72 d后，半矮蔓品种的单株结果数量明显上升，而矮蔓品种的单株结果数量上升缓慢，表明单株产量的差异是在生育后期形成的，矮蔓品种在生育后期有较高较稳的结果数量是其产量显著高于矮蔓品种的主要原因。植株数量是影响产量另一个主要因素，植株数量对产量的贡献矮蔓品种高于半矮蔓品种，但低于单株产量对总产的的贡献（资料未发表），表明半矮蔓品种较矮蔓品种总产量增加主要是单株产量的提高造成的。
4 结 论
不同矮蔓型西葫芦品种早期产量差异不显著，总产量差异显著，单株结果数量与单株产量对总产量影响最大，其次是果实发育速度、坐果率；半矮蔓品种总产量高于矮蔓品种，主要是其果实的发育速度较快和坐果率较高，生育后期有较高的单株结果数量，使单株产量显著高于矮蔓品种而导致的。
参考文献
[1] 雷逢进，聂安全，王晓民，等. 高产西葫芦新品种长青王4号的选育[J]. 中国瓜菜，2008，21（1）： 13-15.
[2] 雷逢进，聂安全，王晓民，等. 半矮蔓西葫芦新品种东葫2号的选育[J]. 中国蔬菜，2009（6）： 70-72.
[3] 雷逢进，温祥珍，李亚灵，等. 不同矮蔓型西葫芦冠层特性的差异及对产量的影响[J].核农学报，2009，23（6）： 1075-1081.
[4] 雷逢进，温祥珍，李亚灵，等. 两种不同矮蔓型西葫芦冠层光合特性的差异分析[J]. 核农学报，2010，24（2）： 382-388.
一、引言
在经济发展新常态下，人口发展形势与经济发展需求相协调显得极为重要。当前，我国劳动力流动趋于频繁，人口城镇化水平不断提高，人口老龄化速度加快，人口红利在不断消失，总和生育率从持续下降转为平稳，出生人口性别比持续居高不下。2015年中央经济工作会议指出，“现在人口老龄化日趋发展，农业富余劳动力减少，要素的规模驱动力减弱，经济增长将更多依靠人力资本质量和技术进步，必须让创新成为驱动发展新引擎”。人口是经济增长的基本要素和重要动力，人口发展与经济发展密切相关，在此背景下，本文基于中长期人口预测探讨我国人口未来发展态势。
较多文献对我国人口发展进行了中长期的预测，特别是老龄人口的预测。杜鹏（1994）基于第四次人口普查数据对我国未来60年的人口变动进行了多方案的预测分析，其中生育水平设置了高、中、低三种方案，死亡水平设置了高、低两种方案。李本公（2007）以第五次人口普查数据为主，辅以历年人口普查数据、全国1%人口抽样调查数据、人口统计资料等，对我国2001―2100年100年间的老龄人口进行了预测。杜鹏等（2005）基于第五次人口普查数据对我国老龄人口进行了百年预测。然而，从第六次人口普查数据来看，人口区域格局以及分年龄人口数据与之前的预测结果有一定差异，这些预测不能满足未来人口变动分析的需要。为了更加准确地认识我国人口未来的发展趋势，有必要根据最新数据进行人口预测。
向华丽，杨俊：中国人口自均衡发展态势与人口政策调整
本文在概述人口均衡与人口自均衡理论的基础上，基于第六次人口普查数据，分别设计高、中、低三种预测方案对中国中长期人口发展进行预测，然后基于预测结果从人口总量、少儿人口、劳动力人口和老龄人口四个方面对未来人口自均衡发展态势进行探讨，并将人口总量预测结果与联合国预测结果进行了对比。本文采用相对保守的预测参数设计进行预测，并进行国内外比较、高中低三种方案比较等多种对比分析，不仅可以提高预测结果的信度，同时也更加有利于对我国中长期人口发展形势进行科学判断，研究结果对有关政策的制定和政府决策具有较高的参考价值。
二、人口均衡与人口自均衡
人口均衡问题为我国学术界所关注始于1996年。李涌平（1996）从中国在未来可能面临的严重的老龄化问题出发，引出“通过人口均衡战略实现人口发展的平稳过渡策略”。其后10余年时间，人口均衡一词鲜为相关研究所提及，直到2009年全国人口和计划生育形势分析会的召开，制定了“科学制定人口规划、引导人口长期均衡发展”的方针，“人口均衡理念”“人口均衡发展”“人口均衡型社会”等才吸引了大量学者对其进行广泛而深入的研究。
于学军等（2010）认为，人口均衡是指人口的发展与经济社会发展水平相协调、与资源环境承载能力相适应，并且人口总量适度、人口素质全面提升、人口结构优化、人口分布合理及人口系统内部各个要素之间协调平衡发展。学界普遍认为，人口均衡是与资源节约、环境友好并重的三型社会建设目标之一（陆杰华 等，2010）。而有关人口均衡的内涵，目前仍然存在一定的争论。
一种观念认为人口均衡主要指人口内部自身的均衡。穆光宗（2011）认为人口均衡是对人口发展状态的一个描述，其内涵是指人口系统自身要素变化处在一种动态协调和相对和谐的状态，其外延包括人口的性别结构、年龄结构和分布结构等处于相对平衡的状态，并特别强调了人口均衡所具有的深刻的人文涵义。李建民（2010）认为，人口均衡发展是一个国家或地区人口各要素变化之间的平衡及其与外部关系的协调，并使人口的再生产、质量、结构和分布等向更高级均衡状态发展的过程。该定义的实质是强调人口内部要素的平衡，是对人口转变理论的发展，强调后人口转变阶段的平衡。
另一种观念，也是主流的观念，则认为人口均衡不仅指人口内部均衡，同时包含人口与经济、人口与资源环境之间的外部均衡。杨云彦（2010）认为，人口均衡发展是人口数量、质量与结构的全面均衡，是经济因素、社会因素和资源环境因素共同确定的最优人口发展状态，包括人口内部均衡和外部均衡两个层次。人口内部均衡主要包括人口数量均衡、人口质量均衡、人口结构均衡，人口外部均衡是指人口与经济、社会、资源、环境、国际竞争力等人口自身之外的系统相互协调和持续发展达到的一种均衡状态（瞿振武 等，2010；陆杰华 等，2010；王钦池，2010）。人口长期均衡发展课题组（2010）认为，人口均衡包括内部均衡、外部均衡和总均衡三个部分；内部均衡是指人口自身的均衡发展，来自于出生率和死亡率的双轮驱动；外部均衡是指人口与社会、经济、资源、环境的协调发展，来自于“资源环境自然承载力”和“社会经济制度承载力”双轮驱动；内部均衡与外部均衡分别有自身供给与需求体系，当两个体系有效匹配时，实现总均衡。上述论述仍然没有脱离内部均衡与外部均衡的两个层次。向华丽（2013）基于对人口空间的界定，认为人口均衡是以区域可持续发展为前提的人口空间均衡，包括人口社会空间均衡和人口地理空间均衡。其中，人口社会空间均衡不仅包含了人口内部均衡，同时也包含了人口结构与区域经济产业结构的协调；人口地理空间均衡则是人口与自然资源、环境的协调，同时包含了人口分布与区域经济产业布局的协调。
暂且不论哪种观念更为准确，即便尚存争议，也不妨得出一些有实践指导意义的共识：第一，人口均衡理论是在吸收传统人口理论、均衡理论、适度人口理论、可持续发展理论的基础上的人口理论创新和发展，是理论界从“小人口观”向“大人口观”的重大跨越，是与经济发展、社会发展以及与资源、生态、环境协调的可持续发展理念相适应的全新的人口观。第二，人口均衡发展是可持续发展观在人口学领域的实践，是拥有十几亿人口的中国实现可持续发展必然要求。与20世纪人口增长对生存和经济发展的压力相比，我国现在面临的人口规模和城市化对资源环境的压力更为严重，人口结构失衡对社会发展的压力也更为严重，如果不能及时和有效地应对这些挑战，就有可能导致环境危机和社会危机（李建民，2010）。第三，人口均衡是理论界对国家人口和计划生育委员会提出推进两个统筹的工作思路的科学定义。统筹人口数量、素质、结构、分布各要素之间的内部关系，是人口内部均衡；统筹人口与经济、社会、资源、环境的外部关系，是人口的外部均衡。第四，人口均衡是以长期性、动态性、相对性和系统性为基本特征的一种多维度均衡。第五，人口自均衡是实现人口均衡的前提。通过上述分析，不难看出，无论是哪种观念，人口自身均衡不仅是实现人口均衡发展的重要内容，同时可以说是实现人口长期均衡发展的前提。正如李涌平（1996）在首次被提及人口均衡一词时所说，其探讨的即是通过调整现有计划生育政策，适时开放二孩政策以实现一种人口年龄结构的“均衡”。
三、研究方法与数据说明
为了方便预测参数的灵活设置以及按照所需输出数据应用C++语言编写人口预测程序（向华丽，2013），本文预测方法与相继发布的中国人口预测软件CPPS和PADISINT一致，预测基础数据为国家统计局网站发布的第六次人口普查数据。
1.基础数据修正
本文主要根据第五次和第六次人口普查数据的对比来对第六次人口普查数据进行修正。将五普0～90岁人口与六普10～100岁人口进行比较，并参考已有研究文献的结论分析漏报、重报的多少，从而确定具体的修正值。
崔红艳等（2013）对第六次人口普查数据准确性的估计结果表明，0～9岁低年龄人口存在漏报，20～45岁人口有重有漏，死亡人口数据漏报较为严重。王金营等（2013）对第六次人口普查数据质量评估的结果表明，0～9岁人口漏报率为0.75%，重报率为0.55%，低龄人口死亡漏报率超过60%，老年人口的死亡漏报平均在5%以上，不分年龄达到20%。李若建（2013）根据1953―2010年历次人口普查数据推知，从1982年第三次人口普查开始就出现了明显的低年龄组人口漏报，漏报人口中，女性多于男性，并且漏报情况越来越严重。陶涛等（2013）对第六次人口普查数据中低龄组人口漏报和青年人口重报进行了评估，结果表明：低龄组存在大量漏报，其中0岁组男孩漏报更多；16～21岁青年组人口可能存在重报，每个年龄组重报100万以上。这些学者对第六次人口普查数据的质量评估结果，一致表明存在低龄人口漏报、青年人口重报、老年人口死亡漏报等问题。
从上述文献的分析结论以及本文对比结果来看，第六次人口普查数据低龄人口存在漏报，青年人口存在重报，老龄人口存在明显的死亡漏报。由此，本文对于第六次人口普查分年龄性别人口数据的修正方案为：（1）0岁人口漏报率设置为10%，1～9岁人口漏报率为5%；（2）根据五普和六普数据的对比分析并结合年龄别死亡率调整青年人口；（3）根据五普和六普死亡率逐年推导75～100岁死亡人口。基础数据修正前后主要数据对比如表1所示：
2.预测参数的设置
本文的预测方法决定了重要预测参数包括总和生育率、预期寿命和出生性别比。这里将国际迁移忽略不计，即不考虑迁移对人口的影响。王金营（2013）基于修正的分性别、分年龄别的死亡概率数据计算得到2010年我国男性预期寿命为71.58岁，女性为78.26岁。舒星宇等（2014）基于第六次人口普查数据进行分析得到我国人口平均预期寿命已经达到73.65岁。杨凡等（2013）对2000年以来中国的总和生育率进行了估计，其结论是2000年以来总和生育率至少达到了1.6左右的水平。王金营等（2013）对2010年总和生育率的估计值为1.52以上。根据历次人口普查和抽样调查数据来看，人口出生性别比一直居高不下，且从二孩和多孩出生性别比水平升高演变为一孩出生性别比水平升高（石人炳，2013；王军 等，2014）。联合国在进行人口预测时根据各参数的历史变化规律，基于概率模型拟合来进行预测参数未来值的设定（United Nations，2014）。
我国的人口预测参数在很大程度上受人口政策的影响，因此本文根据人口政策的变化趋势以及人口长期均衡发展要求分别设计了三种方案，具体设定见表2。其中，低方案代表与现实情况较为接近的状态，中方案代表从现实情况逐步过渡到理想情况理想状态是指总和生育率处于世代更替水平和出生性别比处于正常水平。 的状态，高方案代表直接从现实情况转变为理想情况的状态。
四、中国人口长期均衡发展态势
1.人口规模
图1为中国人口总量的中长期发展态势预测结果，并将联合国对于中国人口规模未来发展态势的三种方案预测结果参见：United Nations， Department of Economic and Social Affairs， Population Division. 2013. World Population Prospects： The 2012 Revision[R/D]. DVD Edition. 其中有高、中和低总和生育率三种方案。 同时列出进行对比。从图中可见，不同的方案选择方案选择具有很强的政策含义，政策制定者可根据期望的人口发展状态相应地调整人口政策，从而达到预期的结果。 下中国中期和长期本文将2050年设为中期，2100年设为长期。 人口规模具有巨大的差异。
在本文设定的三种方案下，中国人口的峰值均出现在2025年前后，且不超过15亿。随后，人口规模开始递减，至2050年，高、中、低三种方案下的人口规模分别是14.36亿、13.73亿和13.22亿，差距在1亿人左右如果考虑到近40年的时间尺度，加上与现有人口规模的比较，这种差距应该说是不明显的。 。因此，笔者认为从中期来看，中国人口规模会由于人口生产所固有的惯性而保持相对稳定的发展态势。但从长期来看，不同的方案设定会对中国未来的人口规模产生巨大的影响。在高方案下，人口规模会维持在一个相对稳定的水平，至2100年为14.21亿人；在中方案下，人口规模下降但幅度不会太大，至2100年为12.22亿人；在低方案下，人口规模下降的幅度较大，至2100年为9.09亿人，约为现在中国总人口的70%左右。
总和生育率对人口发展规模的影响巨大。按照第六次人口普查的结果，我国目前的总和生育率仅为1.18，但官方文件与大量研究认为这并不符合我国的实际情况，多数研究认为目前的总和生育率超过1.5。本文预测的低方案即采信此种认识，将总和生育率固定为1.6。但值得注意的是，将与中国社会文化背景相近的日本、韩国、中国台湾和新加坡等亚洲国家和地区放在一起对比分析，并考虑中国目前的经济社会转型目标与其在20世纪80―90年代基本一致，上述国家和地区持续多年低迷的总和生育率状况（图2）不能不让我们担忧中国远低于世代更替水平的总和生育率将产生的不利影响，即使在未来全面放开计划生育政策，这种影响也是巨大的。因此，很有必要在政策层面尽早做出规划，从而预防总和生育率持续低迷的问题。
从人口均衡角度分析，究竟多大的人口规模为均衡？这个问题要从两方面加以考虑。如果从外部均衡来讲，人口规模与经济、资源、环境相协调则可以认为是均衡的，适度人口理论很好地阐释了这一问题。但迄今为止仍没有权威的或官方的数据对中国的适度人口规模做出判断，这仍然是一个有待系统、深入研究的难题。如果从人口自均衡来分析，人口的绝对数量并不能作为衡量人口自均衡的一个指标，因为一方面现实的人口规模是历史人口生产及其惯性作用下的结果；另一方面人口数量本身并不能决定人口结构，因而也不能决定人口发展是否处于自均衡状态。
总而言之，在人口规模方面，中国人口压力的峰值将出现在2025年前后，彼时人口与经济、资源、环境等方面的矛盾将最为突出；其后随着人口规模的不断下降（或维持稳定），人口的外部均衡问题将得到一定程度的缓解。
2.少儿人口
图3为少儿人口的中长期发展态势预测结果。对未来少儿人口的数量起决定作用的是育龄妇女的年龄别数量和总和生育率的大小。在中、高方案之下，由于总和生育率逐步趋向世代更替水平或稳定在世代更替水平，少儿人口的数量在年龄别育龄妇女数量的影响下总体围绕一定的基线水平呈波浪状发展，没有明显的中期和长期的差别，其中，中方案的基线水平为2.14亿，高方案的基线水平为2.48亿。但在低方案下，尽管同样有呈波浪状发展的迹象，但由于总和生育率远低于世代更替水平，总体表现为大幅下降的趋势，从2010年的2.28亿逐步下降到2100年的1.04亿人。
少儿人口比重的变化与少儿人口总规模的演变趋于一致。中、高方案下，少儿人口比重分别基于16.23%和17.51%上下浮动；而在低方案下，少儿人口比重从开始的17.23%逐步下降到2100年的11.41%，下降近6个百分点。
3.劳动力人口
图4为中国劳动力人口的中长期发展态势的预测结果。三种方案下劳动力人口规模差异明显，尤其是低方案与中、高方案的差异。从中期来看，劳动力人口无论在何种方案下，均表现出较为一致的大幅下降趋势。但从长期来看，低方案下劳动力人口规模会持续降低，至2100年劳动力人口仅4.95亿人，约为目前的一半；而在中、高方案下劳动力人口数量会趋于稳定，中方案下劳动力人口会稳定在6.8亿人左右，高方案下劳动力人口会稳定在8.2亿人左右。
从人口负担系数来看，高方案下中国的人口红利期至多持续10年，中、低方案下则至多持续20年左右。但关键问题不在于人口红利期是否还存在或能持续多久，预测的结果显示出紧随人口红利期结束的是人口负担系数的大幅度攀升。从中期发展来看，三种预测方案下人口负担系数均呈线性递增趋势，至2060年前后达到近80%的峰值。从长期发展来看，中、低方案在经历短暂的人口负担系数下降后将会进一步持续上升，达到近90%的高人口负担系数，这也就意味着届时1个劳动力几乎要负担1个非劳动力人口；高方案下的人口负担系数会在2060年以后有所下降，但仍然会稳定在70%以上的高位水平。
4.老龄人口
图5为中国老龄人口中长期发展态势的预测结果。在三种预测方案下，老年人口从绝对数量上来看发展态势比较一致。老龄人口的峰值滞后总人口峰值约30余年，出现在2060年左右，最高达3.81亿人口。在中期（2050年以前），老龄人口数量几乎呈线性递增趋势；从长期来看，老龄人口的绝对数量相对趋于稳定，但总数量维持在高位。
正如前文分析，如果单看老龄人口的绝对数量，同样不能反映人口是否处于自均衡状态，但老龄人口比重具有重要意义。按照目前联合国的定义，65岁以上人口比重达7%即为进入老龄社会，比重达14%为深度老龄社会，比重达20%为超老龄社会。分析表明，无论是在何种方案下，中国将快速迈入深度老龄化乃至超老龄化状态。从2000年的老龄化起步到2020年左右迈入深度老龄化，仅20余年时间；而从2020年的深度老龄化到2035年左右的超老龄化，更是缩短为15年左右。比较而言，法国老龄人口比例从7%翻倍到14%经历了115年，瑞典则用了85年。
同时，我们还要看到，本文采用的中、高两个方案是相对理想的人口发展态势，即便是在这种情况下，老龄人口比重从长期来看也会维持在25%的高位水平。如果我国长期保持低生育水平，则老龄人口比重将持续攀升，最后达到34%以上的高位。目前深受老龄化影响的日本，其2013年老龄人口比重也才达到25.1%的峰值。因此，可以预见，长期的超老龄化问题将对中国未来社会产生巨大影响。
五、结论及建议
从中期发展（2050年以前）来看，三种预测结果具有较高的一致性，即人口总规模在达到峰值后逐步下降，劳动力人口大幅度下降，老年人口剧增。庞大的人口基数及人口生产本身所具有的惯性是导致不同预测方案不能在中期产生明显差异的原因，这也就意味着当前短期的人口政策调整或社会因素影响（经济、社会、文化及习俗等）无法对人口的中期发展产生显著影响。
从长期发展（2050―2100年）来看，三种预测方案下的人口发展呈现较大的差异，且主要表现为低方案与中、高方案的差异。中、高方案能使中国的总人口规模维持在一定的水平，劳动力人口经过中期的大幅下降后亦可保持稳定，同时对人口超老龄化的过度发展具有一定的缓解作用；但是在低方案下，总人口规模及劳动力人口规模将持续下降，由此导致的超老龄化状况及其影响会远远高于目前深受老龄化问题困扰的一些发达国家（如日本）。
关键词：e型杂交稻；主要性状；气象条件；应对措施
中图分类号：S162．5＋3文献标识码：A文章编号：0439－8114（2012）08－1532-04
随着杂交稻栽培面积的不断扩大，除了靠选育优质、高产和多抗的新品种外，如何降低杂交稻制种成本也至关重要。当前生产上推广应用的籼型杂交稻不育系都存在着较为严重的包颈现象［1，2］。e型杂交稻利用高秆隐性基因（eui），成功解除了不育系的包颈难题，利用k17eA生产的种子，完全不用或少用“920”，每公顷可节约成本1 500元左右，具有良好的经济效益和生态效益［3－7］。水稻高秆隐性基因eui由美国学者J． N． Rutger在1981年发现。高秆隐性杂交稻，简称为e型杂交稻。e型杂交稻的选育及配套技术研究与利用由赣州市农业科学研究所在国家科技攻关计划项目的资助下完成，2006年e型杂交稻在江西省和广西自治区大面积推广种植，取得了较好的经济、社会和生态效益。近年来，国内外许多学者就水稻产量构成因素与气象条件的关系进行了多方面的研究，并取得了许多重要的研究成果［8，9］。而有关气象条件对e型杂交稻主要性状及产量影响的研究目前未见报道。根据2006、2007年几个e型杂交稻新品种的分期播种资料，并结合当地相应的气象观测资料，对e型杂交稻不同播种期不同品种主要性状进行分析，并利用不同播种期不同品种的主要性状参数与始穗前后的气象条件进行相关分析，以确定e型杂交稻的最适播种期以及影响e型杂交稻主要性状的关键气象因素和阶段，为生产实践中推广e型杂交稻新品种，防止不利气象因素的影响提供科学依据。
1 材料与方法
1．1参试品种
e型杂交早稻品种为e优4号、e优6号、e优10号、e优89；e型杂交晚稻品种为e优21。
1．2试验方法
试验时间为2006、2007年，试验地点为赣州市农业科学研究所试验田。5个参试品种均分期播种，两年的播种期相同，4个e型杂交早稻品种的播种期均为3月29日、4月16日、4月30日、5月15日、5月30日、6月15日、6月30日，共7个播种期，e型杂交晚稻品种e优21的播种期为4月16日、4月30日、5月15日、5月30日、6月15日、6月30日，共6个播种期。移栽时秧龄均为20 d，移栽种植规格均为20．0 cm × 16．5 cm，每个品种每个小区种植30蔸，3次重复。观察各参试品种的始穗日期，收获前1天采样，每小区取5蔸样进行考种，考查有效穗数、株高、穗长、每穗总粒数、每穗实粒数、结实率、千粒重和理论产量等主要性状。主要性状均为不同品种不同播种期3次重复的平均值。
1．3分析方法
气象资料来自赣州市气象台。赣州市气象台距赣州市农业科学研究所直线距离约3 km，其海拔与地形均相近。采用DPS数据处理系统软件，对5个参试品种不同播种期主要性状和相应的气象要素分别进行相关分析。
2 结果与分析
2．1e型杂交稻主要性状的表现
由表1可见，参试品种不同播种期的主要性状存在较大差异，e型杂交早稻品种的7个播种期中以3月29日为最佳播种期，其性状的结构最合理，表现为有效穗数较多、结实率高、千粒重高、产量高等优点；随着播种期的推迟，产量呈下降趋势，说明e型杂交早稻应适当提前播种，不宜太迟。e型杂交晚稻品种的6个播种期中，4月16日产量虽然最高，但株高偏高，易倒伏，总体而言，以5月15日为最佳；与e型杂交早稻品种类似，e型杂交晚稻品种随着播种期的推迟，产量总体呈下降趋势，其中在6月份播种的每公顷产量约5 100 kg，比其他播种期低1 500 kg以上，说明e优21作一季稻栽培，其增产潜力较大。参试的e型杂交早稻品种比e型杂交晚稻品种平均有效穗数多1．11个／蔸、平均株高低26．62 cm、平均每穗实粒数低40．33粒、平均结实率高4．04个百分点、平均千粒重低2．30 g、平均理论产量低1 617 kg／hm2。
此外，e型杂交稻不同品种性状和产量也有明显的差异。由表2可知，e型杂交早稻品种中e优4号株型略偏高，但有效穗数和千粒重适中，每穗实粒数和结实率较高，产量最高；e优6号每穗实粒数、结实率和千粒重均最高，但有效穗数最少，产量仅次于e优4号；e优89有效穗数最多，但每穗实粒数、结实率和千粒重均偏低，产量最低。e型杂交晚稻品种e优21除有效穗数和结实率比e型杂交早稻品种偏低外，其他性状结构合理，产量优势比e型杂交早稻品种明显。
2．2气象要素对e型杂交稻的影响
2．2．1气象要素对e型杂交早稻的影响由表3可见，穗长主要受始穗后0~10 d的平均气温、平均相对湿度和总日照等气象要素影响，其中平均气温对穗长的影响最大，其次是平均相对湿度和总日照。相关分析表明，始穗后0~10 d的平均气温和总日照与穗长呈正相关，相关分别达极显著和显著水平；始穗后0~10 d的平均相对湿度与穗长呈负相关，相关达显著水平。每穗实粒数和结实率与始穗后0~10 d的平均气温和总日照呈极显著正相关，与平均相对湿度呈极显著负相关，说明此期天气晴朗有利开花授粉，提高结实率；每穗实粒数和结实率与始穗后11~20 d的平均气温和总雨量分别呈极显著和显著正相关，表明此期雨热同季有利结实，反之低温无雨低湿则不利结实。产量不仅与始穗前0~10 d的平均气温、平均相对湿度和总日照相关极显著或显著，还与始穗后0~10 d的平均相对湿度、总日照相关显著；分析表明，始穗前0~10 d的平均气温、总日照和始穗后0~10 d的平均相对湿度与产量呈极显著或显著负相关；始穗前0~10 d的平均相对湿度、始穗后0~10 d的总日照和始穗后11~20 d的平均气温则与产量呈显著正相关。表明始穗前0~10 d连续晴天高温的天气和始穗后0~10 d的阴雨高湿天气均不利e型杂交早稻高产。
2．2．2气象条件对e型杂交晚稻的影响由表4可知，e型杂交晚稻穗长与始穗前0~10 d的平均气温、平均相对湿度、总日照和始穗后0~10 d的平均气温等气象条件均有关，其中穗长与始穗前0~10 d的平均气温和平均相对湿度呈极显著正相关，与总日照则呈极显著负相关。e型杂交晚稻每穗结实粒和结实率不仅与始穗前的气象条件有关，还与始穗后的平均气温、总日照有关，每穗结实粒数和结实率与始穗前0~10 d的平均气温、总雨量、平均相对湿度和始穗后0~10 d的平均气温、总日照呈显著或极显著正相关，与始穗前0~10 d的总日照呈极显著负相关。e型杂交晚稻产量与始穗前0~10 d的总雨量、平均相对湿度和始穗后0~20 d的平均气温均呈极显著的正相关，与始穗前0~10 d的总日照则呈极显著的负相关，表明始穗前充足的水份条件有利e型杂交晚稻产量的形成，始穗后若遇低温天气将不利高产稳产。
3结论与讨论
通过分期播种试验，得出了e型杂交水稻不同播种期的主要性状以及不同品种、不同阶段与气象条件的响应关系，结果表明：
1）根据分期播种资料分析可知，在赣南e型杂交早稻最适播种期为3月下旬，其中采用保温育秧的播种期还可适当提前；而e型杂交晚稻e优21则更适合作一季稻（中稻）栽培，且最佳播种期以4月中旬至5月上旬为宜。
2）e型杂交早稻穗长主要受始穗后0～10 d的平均气温、平均相对湿度和总日照等气象要素影响，其中平均气温对穗长的影响最大；每穗实粒数和结实率与始穗后0～10 d的平均气温和总日照呈极显著正相关，与平均相对湿度则呈极显著负相关；e型杂交早稻产量与始穗前0～10 d的总日照和始穗后0～10 d的平均相对湿度均呈显著负相关，与始穗前0～10 d的平均气温呈极显著负相关，与始穗前0～10 d的平均相对湿度、始穗后0～10 d的总日照和始穗后11～20 d的平均气温呈显著正相关。
3）e型杂交晚稻穗长与始穗前0~10 d的平均气温和平均相对湿度呈极显著正相关，与总日照则呈极显著负相关；每穗实粒数和结实率与始穗前0～10 d的平均气温、总雨量、平均相对湿度和始穗后0～10 d的平均气温、总日照呈显著或极显著正相关，与始穗前0～10 d的总日照则呈极显著负相关；产量与始穗前0～10 d的总雨量、平均相对湿度和始穗后0～20 d的平均气温均呈极显著的正相关，与始穗前0～10 d的总日照呈极显著的负相关。
4）e型杂交早稻对气象条件要求最敏感的时期是始穗前后0～10 d，始穗前0～10 d连晴高温天气和始穗后0～10 d的阴雨高湿天气均不利e型杂交早稻高产；e型杂交晚稻对气象条件要求最敏感的时期是始穗前0～10 d，始穗前充足的水分条件有利e型杂交晚稻产量的形成，而始穗后0～20 d遇低温天气则不利高产稳产。
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论文关键词：消费结构，影响因素，实证分析
1前言
1.1研究背景
消费是社会经济活动的重要环节，但是近来，外部需求下降，过去对经济增长贡献度达20%的出口部门面临严峻的收缩局面，实体经济运行规模出现萎缩。从数据来看，中国已随全球经济进入下行周期，经济增速放缓。2008年第三季度GDP增速为9%，低于市场预期的9.7%，主要体现在出口与房地产两架引擎同时放缓。
图12006年1月-2009年6月GDP走势图
为了弥补出口下降对经济增长的影响以及增强中国经济发展的内在动力，宏观政策将着力于扩大内需，而在扩大国内需求的构成中，扩大消费尤其重要。若想增加消费，保持国民经济稳定、持久的增长，就必须对中国居民消费水平和消费结构的特征、演变规律和发展趋势进行研究。
1.2消费结构概念的界定
本文中的消费结构是指以货币表示的食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例关系。
2消费结构影响因素
2.1社会保障水平（Thelevelofsocialsecurity，SS）
居民消费预期支出的不确定性，不仅减少了即期消费支出，而且会抑制消费结构的升级，致使消费结构中应有的一些消费需求热点无法显现。社会保障水平的提高能够促使居民增加非生活必需品的支出，从而适应不同层次人群的消费需求，推动消费结构升级，启动多元消费市场。本文以社会保障支出总额占GDP的比重作为社会保障水平的测算。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）
居民的消费结构与其消费观念和消费习惯密切相关。在理论上，一个人受教育程度越高，其消费观念越科学，消费结构的层次越高。本文用受过普通高等教育的人数占总人数的比重作来衡量中国居民的受教育水平。数据来源：历年《中国劳动统计年鉴》计算整理得来。
2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）
本文用研究与开发的投入量占GDP的比重来表示中国对技术进步的投入力度，作为影响消费结构的一个因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.4利率（Rate，R）
本文选用金融机构一年期定期存款利率作为影响消费结构的因素。数据来源：《中国金融年鉴》。
2.5人口结构——抚养比率（DependencyRatio，DR）
一般来说，通过人口结构可以反映出一个国家的大体的社会和经济状况。当论及这一问题，年龄是最重要的因素。人口的年龄结构是指一个人口集团（或群体）在某一时点上的人口年龄分布状况、各年龄组人口在总人口中所占比重，它可以表明人口发展类型和速度，反映劳动年龄人口和被抚养人口的比例等。人口年龄结构的动态变化，将对消费结构的变化产生影响。
本文将抚养比包括少年儿童与老年人口的总抚养比，即少年儿童和老年人口总数占总人口数的比重作为重要的指标选入模型。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）
城市化率是指市镇人口占总人口的比重。一般而言，城市率越高伴随的消费结构层次越高，本文将城市率作为衡量消费结构的一个重要因素。数据来源：历年《中国统计年鉴》计算整理得来。
3中国居民消费结构的变动分析
表1中国居民人均全年消费性支出构成比单位：%
年份
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
2007
食品
41.67
40.35
42.58
41.94
43.20
33.25
40.05
40.23
衣着
8.94
8.97
7.30
7.29
7.08
8.88
7.59
7.65
居住
10.46
10.18
12.68
12.26
11.43
17.25
12.67
14.95
家庭设备用品及服务
5.90
5.96
5.47
5.44
5.38
5.97
5.48
5.17
医疗保健
7.24
7.85
7.49
7.96
8.22
7.71
11.40
9.09
交通通信
10.81
11.35
10.19
10.82
11.09
12.82
11.97
11.08
教育文化娱乐服务
10.31
10.50
11.07
11.61
10.94
11.40
8.11
9.03
杂项商品与服务
4.66
4.83
3.21
2.66
2.67
2.72
2.73
2.79
资源来源:由《中国统计年鉴》2001-2008计算所得
图2中国居民人均全年消费性支出构成I图3中国居民人均全年消费性支出构成II（比重）
由上述图表可以看出，中国居民的消费支出由2000年的人均6668.13元，上升到2007年的26821.60元，消费水平已得到极大提高，但与世界平均水平相比还很低，亚洲开发银行(ADB)在近期发表的一份调查报告中指出，中国的人均生活水平排在世界第128位。
从消费结构来说：
年人均食品消费支出由2000年的2778.83元上升到2007年的10790.22，可见中国居民的消费能力已得到极大提高，食品消费比率由2000年41.67%下降到2007年的40.23%。国际上常用恩格尔系数来衡量一个国家和地区人民生活水平的状况。根据联合国粮农组织提出的标准，恩格尔系数在59%以上为贫困，50-59%为温饱，40-50%为小康，30-40%为富裕，低于30%为最富裕。可见，中国居民总体上实现了小康目标，这主要是由城镇居民消费水平快速提升拉动的，但是城镇居民的恩格尔系数已由1978年的57.5%下降为2008年的37.3%，达到了国际衡量标准中的富裕阶段，间接反映出中国的城乡差距在不断扩大。
居住消费明显增加，由2000年人均596.41元上升到2007年的2051.99元，消费比率也由2000年10.46%上升到2007年的14.95%。住户条件不断改善，平均每人现有住房使用面积呈现增加趋势。但由于占绝大比率的低收入与其价格差距较大，短期内还不可能形成较强的购买力。消费正处在从一般水平向高档水平转变的孕育阶段。
衣着消费支出由2000年的720.95元上升到2007年的2972.35，其消费比重由2000年8.94%下降到2007年的7.65。可以预测，在未来的几年内，中国居民衣着消费比重将呈平稳下降趋势。但由于衣着消费的绝对量在增加，人们在衣着消费中更加追赶时髦，更注意质量和款式。这些均表明中国居民消费水平在提高。
2007年人均家庭用品消费支出为4010.59元，约是2000年697.63元的5.7倍，其上升幅度是消费结构组成中最大的，这说明中国居民消费能力已得到极大提高。但其消费比率却由2000年5.90%下降到2007年5.17%，这说明大部分家庭己经购买彩电、冰箱等耐用电器，基本上处于饱和状态。随着科学技术的发展，高科技耐用家电产品的生命周期越来越短，对耐用消费品更新换代的速度必将越来越快。
医疗保健、交通通讯消费增加迅速，分别由2000年7.24%，10.81%上升到2007年9.09%，11.08%。前者说明因为人口结构老龄化、人们的保健意识增强以及城镇医疗保险制度改革使个人医疗负担适当增强。后者说明为方便生活，节省时间的现代通讯工具和交通工具迅速进入居民家庭。
娱乐文教消费总量在不断提高，由2000年人均393.52元上升到2007年1386.08元，这说明中国居民文化娱乐活动更加丰富多彩，用于娱乐消费、旅游支出都有明显增长。随着工作强度的加大和生活节奏的加快，城镇居民越来越注重闲暇时的娱乐，诸如旅游、度假等已成为消费热点。并且由于独生子女家庭的增加，父母望子成龙，加大对子女培养教育的投入。还有就是，随着科技发展和社会进步，人们对自身学历的提高越来越重视。但从消费比率来看，文教娱乐的消费比重开始逐年下降，2006年仅为8.11%，这与国家提出从2006年开始全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费，2007年扩大到中部和东部地区的政策有关。
4中国居民消费结构影响因素的实证分析
本章节首先对影响消费结构的变量，包括社会保障水平、受教育水平、技术进步、利率、人口结构、城市化水平，进行单位根检验；接着把这些变量与消费结构的变量包括食品、居住、文教娱乐、医疗保健、衣着、交通通讯、杂项，放在一起进行因果检验和相关系数分析。
4.1单位根检验
表2消费结构影响因素单位：%
年份
SS
GHEP
RD
R
DR
UR
2000
1.53
1.02
1.00
2.25
29.9
36
2001
1.81
1.12
1.07
3.06
30.0
38
2002
2.19
1.27
1.23
3.47
41.7
39
2003
1.96
1.51
1.13
2.52
40.5
41
2004
1.95
4.14
1.23
2.25
38.6
42
2005
2.02
4.53
1.34
2.25
40.1
43
2006
2.06
4.95
1.42
1.98
38.3
44
2007
2.18
5.45
1.49
1.98
37.4
45
注:SS是社会保障支出总额占GDP的比重；GHEP是普通高等教育人口占总人口数的比重；RD是研究与开发的投入量占GDP的比重；R是金融机构一年期定期存款利率；DR是少年儿童与老年人口的总数占总人口数的比重；UR是市镇人口占总人口的比重。
利用EViews3.1对上述6个变量进行单位根(ADF)检验，检验结果如下表所示:
表3:变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(SS(-1)，2)
-2.965013
0.0251
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
D(GHEP(-1))
-1.926497
0.0954
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(RD(-1))
-2.127608
0.0709
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(R(-1))
-2.940666
0.0217
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(DR(-1))
-2.743578
0.0288
(0，0，0)
-2.9677
-1.989
-1.6382
D(UR(-1)，2)
-8.660254
0.0001
(0，0，0)
-3.0507
-1.9962
-1.6415
在10%的显著性水平下，Eviews3.1的检验结果表明GHEP、RD、R、DR这些变量都是一阶平稳的，而SS、UR是二阶平稳的，同时也说明这些变量本身是不平稳的。因此，不能对这些变量直接进行回归，本文采取因果检验与相关系数来进行实证分析。
4.2因果检验与相关系数分析
选择食品、衣着、居住、家庭设备与用品、医疗保健、交通与通讯、文教娱乐、杂项开支在总消费支出中的比例作为中国消费结构的结构变量，分别记为Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7、Y8。
用Eviews3.1对其进行ADF检验，结果见表7。
表4:结构变量ADF检验
变量名称
ADF检验值
P值
(C，T，N）
临界值
1%
5%
10%
D(Y1(-1))
-3.725314
0.0204
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y2(-1))
-3.116793
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y3(-1))
-4.947263
0.0078
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y4(-1)，2)
-3.598566
0.0368
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y5(-1))
-4.353490
0.0073
(0，0，0)
-3.1714
-2.0056
-1.6458
D(Y6(-1)，2)
-3.603050
0.0367
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
D(Y7(-1))
-3.118931
0.0356
(0，0，0)
-5.2459
-3.5507
-2.9312
D(Y8(-1)，2)
-6.285693
0.0081
(0，0，0)
-5.8034
-3.7441
-3.0339
在10%的显著性水平下，结构变量Y1、Y2、Y3、Y5、Y7是一阶平稳的，Y4、Y6是二阶平稳的，同时说明这些结构变量本身是不平稳的。
4.2.1食品结构变量影响因素
表5:食品结构变量影响因素Granger因果检验
变量
零假设
滞后期
F
P
结论
Y1
SS不是Y1的格兰杰原因
2
0.01579
0.98457
接受
SS
Y1不是SS的格兰杰原因
2
67.1668
0.08596
拒绝
Y1
GHEP不是Y1的格兰杰原因
1
4.53328
0.1003
拒绝
GHEP
Y1不是GHEP的格兰杰原因
1
0.03207
0.86658
接受
Y1
RD不是Y1的格兰杰原因
1
0.54146
0.50265
接受
RD
Y1不是RD的格兰杰原因
1
0.42696
0.54914
接受
Y1
R不是Y1的格兰杰原因
1
1.49549
0.28849
拒绝
R
Y1不是R的格兰杰原因
1
0.17164
0.69991
接受
Y1
DR不是Y1的格兰杰原因
1
0.06458
0.81192
接受
DR
Y1不是DR的格兰杰原因
1
0.01062
0.92288
接受
Y1
UR不是Y1的格兰杰原因
2
0.92002
0.59339
接受
UR
Y1不是UR的格兰杰原因
2
0.04539
0.95748
接受
从因果检验的结果表明:普通高等教育人口指数是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为89.97%，普通高等教育人口指数是食品消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是食品支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71.15%，金融机构一年期定期存款利率是食品消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y1与这两个变量的相关系数如下所示:
表6:食品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y1
-0.4118
0.2729
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y1(总消费中食品消费占的比重)有影响的主要是GHEP(普通高等教育人口指数)，且起到负的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们的总收入水平随之提高，且消费观念更加科学化，在保证基本的物质消费条件下，更增加了在精神文化等方面的支出，从而在食品消费绝对量增长的同时其比重呈下降趋势。
但由于中国人口众多，平均消费水平还比较低，尤其是广大农村地区，其消费水平仅达到温饱，正处于向小康社会奔进的发展阶段，食品支出在消费总支出中依然处于主导地位，现阶段食品消费结构与教育水平等变量的相关性还不是很显著。
4.2.2衣着结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是衣着支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为63.50%，抚养比是食品消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR来进行实证分析。Y2与其的相关系数如下所示:
表7:衣着结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y2
-0.7059
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y2(总消费中衣着消费占的比重)有影响的主要是DR（少年儿童与老年人口的抚养比）且起到负的作用。这主要是由于少年儿童与老年人都是消费大于当期收入的人群，缺乏收入作为消费的支持和后盾，该类人群所占比越大，人们的消费压力也越大，用于衣着这类可多消费可少消费的物品来说其在总消费支出中的比重自然随之减少。另外，少年儿童与老年人对衣着品牌和款式的追求也不是十分强烈。
4.2.3居住结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为97%，普通高等教育人口指数是居住消费结构的格兰杰原因；技术进步率即研究与开发投入占GDP总值的比重是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为91%，技术进步率是居住消费结构的格兰杰原因；城市化率是居住支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为71%，城市化率是居住消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、UR三个因素来进行实证分析。Y3与这三个变量的相关系数如下所示:
表8:居住结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
UR
Y3
0.6533
0.7244
0.6907
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y3(总消费中居住消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这主要是由于高等教育人口指数越大，技术进步率越高，人们的生产力水平越高，伴随的收入越多，对住房这类高消费需求也越大。另外，随着城市化水平的提高，大量的农村居民进入城市谋求发展，对住房的需求也十分强烈。
4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素
因果检验结果表明:社会保障支出总额占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是75%，社会保障水平指数是家庭设备与用品结构的格兰杰原因；研究与开发投入占GDP的比重是家庭设备与用品支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是72%，技术进步率是家庭设备与用品结构的格兰杰原因。因此，应选择SS、RD两个因素来进行实证分析。Y4与这两个变量的相关系数如下所示:
表9:家庭设备与用品结构变量影响因素的相关系数
相关系数
SS
RD
Y4
-0.6462
-0.5628
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y4(总消费中家庭设备与用品消费占的比重)有影响的主要有SS(社会保障水平指数)、RD(技术进步率)，且都起到负的作用。这可能是因为，社会保障水平越高，国家对居民的相关补助越多，像家电下乡政策的实施，农村居民购买家庭设备与用品可以减免13%的费用，由当地政府部门给予补偿等。另外，技术越进步，家庭设备与用品越先进，其耐用性越高，当人们已经购买了所需家庭设备用品后自然不会再轻易购买此类用品，因此，其受到各方面因素影响的作用有限，以上检验出的相关性不是十分显著。
4.2.5医疗保健结构变量影响因素
因果检验结果表明:受到普通高等教育的人口数占总人口数的比重是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为88%，普通高等教育人口指数是医疗保健消费结构的格兰杰原因；城市化率是医疗保健支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为83%，城市化率是医疗保健消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、UR两个因素来进行实证分析。Y5与这两个变量的相关系数如下所示:
表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
UR
Y5
0.6515
0.6639
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y5(总消费中医疗保健消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、UR(城市化率)，且都起到正的作用。这可能是因为普通高等教育人口指数越大，人们受教育水平越高，越注重对身体的健康保养，另外，城市化进程越快，越多的人可以享受到城市里较好的医疗保健水平，但其消费价格也较高。
4.2.6交通与通讯结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为84%，普通高等教育人口指数是交通与通讯消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为73%，金融机构一年期定期存款利率是交通与通讯消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、R两个因素来进行实证分析。Y6与这两个变量的相关系数如下所示:
表11:交通与通讯结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
R
Y6
0.5841
-0.5022
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y6(总消费中交通与通讯消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、R(金融机构一年期定期存款利率)，前者起到正的作用，后者起到负的作用。高等教育人口指数越大，中国的教育水平越高，人们更注重信息之间的交流与交通的便利，对交通与通讯的需求越强烈。另外，金融机构一年期定期存款利率越低，人们用于储蓄的资金越少，消费越旺盛，汽车、手机、电脑等交通与通讯设备已成为消费的热点，是人们生活的重要组成部分，因此，利率越低在交通与通讯方面的支出越多。
但由于交通与通讯设备的使用期较长，已经购买了的消费者除非特别的爱好与追求不会再轻易购买同类产品，因此受各因素的影响有限，相关性不是十分显著。
4.2.7文教娱乐结构变量影响因素
因果检验结果表明:普通高等教育人口指数是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为82%，普通高等教育人口指数是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；技术进步率是文教娱乐支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是74%，技术进步率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为75%，金融机构一年期定期存款利率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因；城市化率是文教娱乐支出占消费总支出比重的格兰杰原因的概率为77%，城市化率是文教娱乐消费结构的格兰杰原因。因此，应选择GHEP、RD、R、UR四个因素来进行实证分析。Y7与这四个变量的相关系数如下所示:
表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数
相关系数
GHEP
RD
R
UR
Y7
-0.5264
-0.5483
0.5009
-0.4149
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y7(总消费中文教娱乐消费占的比重)有影响的主要有GHEP(普通高等教育人口指数)、RD(技术进步率)，且起到负的作用。这可能是与近几年国家实行的教学娱乐改革有关，国家越来越重视教育娱乐事业的发展，在教育娱乐方面的投入越高，居民个人在该方面的投入自然越少，因此，普通高等教育人口指数和技术进步率对文教娱乐结构变量起负的作用。
虽然，现在的家庭更加重视文化培养和生活娱乐，对教育质量和生活乐趣的投入越来越大，但由于家庭人口数的减少，越来越多的是3口之家，文教娱乐消费在总消费中的比重变化不大，且其也具有一定的消费刚性，受到各因素的影响有限，相关性并不十分显著。
4.2.8杂项开支结构变量影响因素
因果检验结果表明:少年儿童与老年人口的抚养比是杂项支出占总消费支出比重的格兰杰原因的概率是57%，少年儿童与老年人口的抚养比是杂项开支消费结构的格兰杰原因。因此，选择DR这个因素来进行实证分析。Y8与这个变量的相关系数如下所示:
表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数
相关系数
DR
Y8
-0.9049
从上面的因果检验和相关系数的计算，结果表明对Y8(总消费中杂项开支消费占的比重)有影响的主要是DR(少年儿童与老年人口的抚养比)，且起到负的作用。这可能是因为少年儿童与老年人口的抚养比越大，生活压力越大，将收入来源主要用在必需品上面，用于不十分紧迫的杂项上面的开支自然受到约束，其在消费结构中的比重自然越小。
4.3小结
社会保障指数、普通高等教育人口指数、技术进步率、金融机构一年期定期存款利率、少年儿童与老年人口的抚养比、城市化率，通过这些变量的单根检验以及与消费结构变量的因果检验及相关系数的分析，结果显示(下面“+”表示影响因素对结构变量正的影响，“-”表示影响因素对结构变量负的影响)：
（1）影响食品消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)；
（2）影响衣着消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（3）影响居住消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、技术进步率(+)、少年儿童与老年人口的抚养比(+)、城市化率(+)；
（4）影响家庭设备与用品消费结构因素主要是社会保障水平指数(-)、技术进步率(-)、少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
（5）影响医疗保健消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、城市化率(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（6）影响交通与通讯消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(+)、金融机构一年期定期存款利率(-)；
（7）影响文教娱乐消费结构因素主要是普通高等教育人口指数(-)、技术进步率(-)、金融机构一年期定期存款利率(+)；
（8）影响杂项开支消费结构因素主要是少年儿童与老年人口的抚养比(-)；
5结论及政策建议
本文通过对消费结构变量及影响因素变量的平稳性检验、因果关系及相关系数的检验分析，得出影响中国居民消费结构各自的主要因素，针对上面分析的结果，给出以下建议：
1、对消费结构的调整要兼顾不同因素的综合影响
2、推进教育体制改革，提高普通高等教育的深度和宽度
3、进一步实施计划生育，控制少年儿童与老年人口抚养比的进一步扩大
4、加大科技投入，完善社会保障制度，提高人们的生活品质
5、降低利率，促进消费结构的优化升级
6、加快城市化改革步伐，提高人们的生活档次
参考文献1 王芳.城镇居民消费结构影响因素的典型相关分析.经济纵横，2007(2):106-107
2 张黎鸥.我国城镇居民消费结构的因素分析及预测研究.现代商业，2007(24):230-231
3 晏民春，杨桂元.近十年我国城镇居民消费结构研究.统计与信息论坛，2004(3):72-76
4 易月辉，孙凤.地区差异对城镇居民消费结构的影响分析.预测，2000(1):66-70
关键词 中浙优系列；杂交水稻；对照优势值；特征特性
中图分类号 S511 文献标识码 A 文章编号 1007-5739（2013）06-0050-02
水稻是世界上最重要的两大粮食作物之一，其栽培面积和总量仅次于小麦。全球约有50%的人口以稻米为主食[1]。水稻是中国第一大粮食作物，其中杂交稻种植面积占55%左右，杂交稻平均比常规稻增产15%～20%。中国无论是在两系法还是在三系法的水稻杂交育种研究方面都居国际领先水平[2]。杂交水稻在我国稻作区得到迅速推广种植，目前全国每年种植杂交水稻面积1 530 hm2，约占全国水稻面积的50%，产量占水稻总面积的65%，为我国粮食生产的发展做出了巨大贡献[3]。
该试验引进中浙优1号、中浙优2838、中浙优A/P31、中浙A制P和中浙优608等5个品种，以博优253为对照进行观察比较分析，为中浙优系列的杂交品种在大化县的推广提供参考。
1 材料与方法
1.1 试验材料
供试杂交稻品种：中浙优1号、中浙优2838、中浙优608、中浙优A/P31、中浙优A制P和博优253，均由绿丰种业提供。
1.2 试验方法
试验设6个处理，即每个品种为1个处理，以博优253为对照（CK）。3次重复，随机区组设计，每小区10行，每行10株，播种规格为25 cm×25 cm，每穴单株单插。
1.3 栽培管理
试验于2012年7月15日在大化县都阳镇某农户水稻田进行，8月6日排水画格（25 cm×25cm）移栽。8月13日施肥。8月25日、9月29日分别喷药2次，防治稻纵卷叶螟、稻飞虱、纹枯病。9月4日排水晒田，9月12日灌水，以利于幼穗分化和抽穗。由于后期温度低，导致结实率下降[4-6]。
1.4 性状调查方法及其判断标准[3]
始穗期、抽穗时调查。其余性状如株高、穗长、单株有效穗数、每穗总粒数、结实率、单株籽粒重、千粒重、谷粒长度、谷粒宽度、谷粒形状等，在成熟期每小区选5个有代表性的稻株，先调查株高，再齐泥收割，取回室内挂藏晾干再考察。
1.5 统计方法
使用Excel软件进行统计分析。对照优势值计算公式为：
对照优势值（%）=■×100
2 结果与分析
2.1 各杂交品种主要农艺性状特征特性结果分析
由表1可以看出，中浙优1号在桂南作晚造种植的播始历期为85.0 d，平均株高为106.0 cm；单株有效穗数为15.0穗；穗长为26.3 cm，为中等型；每穗总粒数168.0粒；结实率71.0%；千粒重22.79 g，为小粒；单株籽粒重47.39 g；谷粒长9.9 mm，为中等；谷粒宽2.7 mm，宽度为中等；长宽比为3.7，粒型为细长型。
中浙优2838在桂南作晚造种植，播始历期为82.0 d；平均株高为113.2 cm；单株有效穗数为14.0穗；穗长为27.8 cm，为长穗型；每穗总粒数为185.0粒；结实率为57.0%；千粒重为28.70 g，为大粒；单株籽粒重为46.82 g；谷粒长为10.3 mm，为长粒；谷粒宽2.9 mm，宽度为长型；长宽比为3.6，粒型为椭圆型。
中浙优608在桂南作晚造种植，播始历期为85.0 d；平均株高为110.3 cm；单株有效穗数为14.0穗；穗长为26.8 cm，为中等型；每穗总粒数为198.0粒；结实率为57.7%；千粒重为24.36 g，为中粒；单株籽粒重为43.83 g；谷粒长为10.2 mm，为长粒；谷粒宽为2.8 mm，宽度为中等；长宽比为3.6，粒型为细长型。
中浙优A/P31在桂南作为晚造种植，播始历期为85.0 d，平均株高为107.5 cm；单株有效穗数为12.0穗；穗长为26.8 cm，为中等型；每穗总粒数为202.0粒，为多粒数；结实率为61.7%；千粒重为24.00 g，为小粒；单株籽粒重为41.20 g，谷粒长为9.8 mm，为中等；谷粒宽为2.8 mm，宽度为中等；长宽比为3.5，粒型为椭圆型。
中浙优A制P在桂南作晚造种植，播始历期为83.0 d，平均株高为103.1 cm；单株有效穗数为14.0穗；穗长为26.7 cm，为中等；每穗总粒数为182.0粒，为中等粒数；结实率为60.9%；千粒重为26.32 g，为中粒；单株籽粒重为44.46 g；谷粒长为9.7 mm，为中等；谷粒宽为2.6 mm，宽度为短型；长宽比为3.7，粒型为细长型。
博优253在桂南作晚造种植，播始历期为86.0 d；平均株高为113.6 cm；单株有效穗数为15.0穗；穗长为26.0 cm，为小穗型；每穗总粒数为174.0粒；结实率为73.8%；千粒重为22.60 g，为小粒；单株籽粒重为45.12 g；谷粒长为8.7 mm，为短粒型；谷粒宽为2.8 mm，宽度中等；长宽比为3.1，粒型为短圆型。
2.2 各杂交品种主要特征特性对照优势值比较分析
由表2可以看出，5个杂交组合的产量性状与博优253相比，单株有效穗数对照优势值由高到低的排列顺序是中浙优1号（0%）>中浙优2838（-7%）=中浙优A制P（-7%）=中浙优608（-7%）>中浙优A/P31（-20%）；每穗总粒数是中浙优A/P31（-3%）>中浙优1号（-7%）>中浙优608（-11%）>中浙优A制P（-13%）>中浙优2838（-18%）；结实率是中浙优1号（-4%）>中浙优A/P31（-16%）>中浙优A制P（-17%）>中浙优608（-22%）>中浙优2838（-23%）；单株籽粒重是中浙优1号（5%）>中浙优2838（4%）>中浙优A制P（0%）=中浙优608（0%）>中浙优A/P31（-10%）；千粒重是中浙优2838（27%）>中浙优A制P（16%）>中浙优608（8%）>中浙优A/P31（6%）>中浙优1号（1%）。综合产量性状，中浙优1号的表现最好，中浙优A/P31的表现最差。
中浙优1号在单株籽粒重、谷粒长、谷粒长宽比3个性状的正对照优势值都比较高，对照优势值分别为5%、14%、20%；株高的负对照优势值比较高，对照优势值为-7%，比对照矮，抗倒性强；播始历期、穗长、单株有效穗数、结实率、千粒重、谷粒宽、每穗总粒数、每穗实粒数8个性状的优势值不明显，对照优势值分别为-1%、1%、0、-4%、1%、 -4%、-7%、-3%。
中浙优2838在穗长、单株籽粒重、千粒重、谷粒长、谷粒宽、每穗实粒数6个性状的正对照优势值都比高，对照优势值分别为7%、4%、27%、18%、4%、6%；每株总粒数、结实率的负对照优势值比较高，对照优势值为-18%、-23%，比对照产量高；播始历期、株高、单株有效穗数、谷粒长/宽4个特征的优势不明显，对照优势值分别为-1%、0、-7%、1%。
中浙优A/P31在穗长、千粒重、谷粒长、谷粒长宽比、每穗实粒数5个性状的正对照优势值比较高，对照优势值分别为3%、6%、13%、10%、6%；单株有效穗数、结实率、单株籽粒重的负对照值比较高，对照优势值分别为-20%、-16%、-10%，对照产量高；播始历期、株高、每穗总粒数、谷粒宽4个性状优势不明显，对照优势值分别为-1%、-5%、-3%、0。
中浙优A制P在穗长、千粒重、谷粒长、谷粒长宽比、每穗实粒数5个性状的正对照优势值都比较高，对照优势值分别为3%、16%、11%、20%、5%；每穗总粒数、结实率的负对照值比较高，对照优势值分别为-13%、-17%，对照产量高；播始历期、株高、单株有效穗数、单株籽粒重、谷粒宽5个性状优势不明显，对照优势值分别为-3%、-9%、-7%、0、-7%。
中浙优608在千粒重、谷粒长、谷粒长宽比、每穗实粒数4个性状的正对照值都比较高，分别为8%、17%、20%、14%；单株有效穗数、每穗总粒数、结实率的负对照值比较高，对照优势值分别为-7%、-11%、-22%，对照产量高；播始历期、株高、穗长、单株籽粒重、谷粒宽5个性状优势不明显，对照优势值分别为-1%、-3%、3%、0、0。
3 结论与讨论
（1）5个组合中，中浙优1号综合性状表现最好，其中中浙优1号在桂南的播始历期为85.0 d；平均株高为106.0 cm；穗长为26.3 cm，为中等型；单株有效穗数15.0穗；每株总粒数为168.0粒，粒数中等；结实率为71.0%；单株籽粒重为47.39 g；千粒重为22.79 g，粒型为小粒；谷粒长为9.9 mm，为中等型；谷粒宽为2.7 mm，为中等宽度；谷粒长/宽为3.7，谷粒为细长型。
（2）与博优253相比，中浙优1号早抽穗1 d，株高略矮于博优253，在单株籽粒重、谷粒长、谷粒长/宽的正对照优势值都比较高，对照优势值分别为5%、14%、20%；而中浙优A/P31的株高、单株有效穗数、结实率、单株籽粒重的负对照值比较高，对照优势值分别为-5%、-20%、-16%、-10%；对于播始历期、穗长、每株籽粒数、谷粒宽4个性状没有明显区别，优势不明显。
4 参考文献
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[关键词] 人口转变；人口红利；经济增长
[中图分类号]C92-0/ F127[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2013）20-0033-03
1引言
关于人口变动与经济增长的关系的研究自1798年马尔萨斯的《人口原理》问世以来就是经济学的争论热点，但是研究大多只考虑了人口数量和人口增长率对于经济增长的效应。近年来，越来越多的经济学家开始关注人口结构变化对经济增长的潜在作用。蔡昉（2004）认为年龄结构非常重要，不同年龄的人群具有不同的经济行为，因而不同年龄结构阶段对经济增长具有不尽相同的影响，并认为东亚奇迹中约1/4的经济增长为人口结构因素的贡献。王金营、杨磊（2010）认为在我国改革开放30多年来由于劳动力负担降低累计带来的经济增长占总增长的27.23%。蔡昉、王德文（1999）在分析改革开放以来中国经济高速增长的人口因素贡献时，认为23.71%是人口红利作用。由于我国地区差异较大，绝大多数文献的分析对象是全国的人口，没有较强的针对性。本文将专门对湖北省人口转变中年龄结构变动对于经济增长产生的影响进行实证分析，从而证明人口变动通过影响总储蓄、劳动力供给等因素间接影响湖北省的经济增长，为湖北省政府及相关部门全面正确地了解湖北省人口年龄结构现状以及制定有关发展政策提供参考依据。
2湖北省人口转变及人口红利水平分析
为了研究湖北省人口的发展与经济增长之间的关系，首先分析湖北省人口的转变和年龄结构变动，在此基础上再进行人口红利水平分析。
2.1人口转变
根据人口转变理论，可以将自1949年新中国成立以来湖北省的人口自然变动划分为四个阶段。第一阶段：1949—1958年。这一时期是由“高出生、高死亡、低增长”向“高出生、低死亡、高增长”的转变阶段。根据历年《湖北省统计年鉴》相关数据，这10年的人口出生率平均高达31.87‰，死亡率由1949年的16‰下降到1958年的9.6‰，平均为13.43‰，平均自然增长率高达18.43‰。1959—1961年是一段特殊时期。由于三年自然灾害，人口出生率下降，死亡率上升，1960年甚至出现了人口的负增长；第二阶段：1962—1972年。在这11年期间平均人口出生率高达34.27‰，死亡率下降到9.07‰，自然增长率为25.2‰。由于出生率的提高，死亡率的进一步下降，导致人口自然增长率上升，从而形成了我省人口的第二次增长高峰。第三阶段：1973—1991年。由于我国在70年代初开始实行计划生育政策，使得湖北省的出生率下降。这一时期的平均出生率、死亡率、自然增长率分别为20.52‰、7.5‰、13.01‰。这一时期是由“高出生率、低死亡率、高自然增长率”向“低出生率、低死亡率、低自然增长率”过渡的阶段；第四阶段：1992年以后，出生率一直下降，平均值为11.91‰，死亡率为6.32‰，自然增长率为5.59‰。由此湖北省实现了从“高出生率、高死亡率、低自然增长率”向“低出生率、低死亡率、低自然增长率”的人口转变。
2.2年龄结构的转变
根据最近三次全国人口普查的数据，湖北省1990年0～14岁人口比重为28.45%，15～64岁人口比重为66.05%，65岁以上人口比重为5.5%。到了2000年这三项数据为22.87%、70.82%和6.31%。而2010年第六次人口普查的数据又变成了13.91%、77%和9.09%。二十多年来湖北省少儿人口比重不断下降，老年人口比重不断上升，处于劳动年龄的人口比重也是不断增加的。
按照国际上划分人口类型的标准，当一个国家或地区60岁以上人口所占比例达到或超过总人口数的10%，或者65岁以上人口达到或超过总人口数的7%时，其人口即称为“老年型”人口，这样的社会即称之为“老龄社会”。根据历年《湖北省统计年鉴》的抽样数据，自1998年起，湖北省65岁以上老年人口占总人口的比例就达到了7.13%。虽然在2000年和2001年老年比又降到7%以下，不过2002年之后这一比例又一直大于8%。因此湖北省在10年前就已经进入了老龄化社会。
2.3人口红利水平分析
据不完全统计,自1951年新中国第一本中医药期刊——《江西中医药》创刊至今,公开出版的中医药学术期刊已有近150种。50多年来,中医药期刊数量大幅度增加,在传播中医药信息、促进中医药学术交流、繁荣中医药学术进步、推动中医药事业发展起到了积极的作用。但相对于我国科技期刊整体发展水平而言,中医药期刊存在影响力相对较低、低水平重复等问题。全面了解中医药期刊发展现状并进行分析对于促进我国中医药期刊健康科学发展具有重要意义。
1 我国中医药期刊概况
有学者认为,我国中医药期刊的发展经历了初创、沉沦、复苏和发展4个阶段[1]。从1951年《江西中医药》创刊起,20世纪50年代相继创刊的中医药期刊共有12种,其中包括《中医杂志》(1955年)、《上海中医药杂志》(1955年)、《中药通报》(1955年)、《福建中医药杂志》(1956年)、《江苏中医》(1956年)、《浙江中医杂志》(1956年)、《黑龙江中医药》(1958年)、《成都中医学院学报》(1958年)、《辽宁中医杂志》(1958年)、《南京中医学院学报》(1959年)、《北京中医学院学报》(1959年)。到1979年为止,中医药期刊的总数为58种,至80年代已发展为81种[2],至2000年有133种[3]。2000－2008年,又新增15种,其中以中西医结合类期刊增长最快,共新创刊7种。我国大陆31个省市自治区中,除宁夏回族自治区、青海省、自治区未创办中医药类期刊外,近150种中医药期刊覆盖28个省、自治区、直辖市。近年来部分期刊刊名变更,以下段落及表格所用刊名均为变更后刊名。
2 中医药核心期刊基本情况
目前,科技期刊界普遍采用的“核心期刊”一词通常指以下两个概念,一是由北京大学图书馆编制的《中文核心期刊要目总览》收录的期刊,称为“中文核心期刊”；二是由中国科技信息研究所编制的《中国科技期刊引证报告》收录的期刊,称为“科技核心期刊”。到2008年,《中文核心期刊要目总览》已5版,1～5版中收录的中医药核心期刊数量和期刊各不相同[4-8],其中被1～5版连续收录的中文核心期刊仅有《中医杂志》、《北京中医药大学学报》和《新中医》3种。2004、2005、2006、2007、2008年版《中国科技期刊引证报告》(以下简称《引证报告》)收录的中医药期刊数量分别为28、29、34、38、42种,其中连续5年被收录的中医药期刊共有28种(见表1)。这些中医药期刊中包括了中医、中药、针灸、骨伤及中西医结合各科,覆盖范围较广,影响力较强,具有明显的权威性和导向性,能代表我国目前中医药学科的发展动态,是中医药期刊的重要组成部分。 表1 28种中医药科技核心期刊基本情况（略）
3 28种中医药科技核心期刊文献计量分析
依据文献[9-13],从《引证报告》中选出连续5年被收录的28种中医药期刊,对其总被引频次、影响因子、他引率、地区和机构分布情况进行统计分析。
3.1 总被引频次
总被引频次是指该期刊自创刊以来所登载的全部论文在统计当年被引用的总次数,是一个非常客观实际的评价指标,可以显示该期刊被使用和受重视的程度,以及在学术交流中的作用和地位。从2004－2008年度《引证报告》可以看出,中医药学术期刊平均总被引频次与西医相应类别期刊相差不大,且呈现逐年增长。2004、2005、2006、2007、2008年度学科平均总被引频次分别为483、544、645、787、843次,增幅达到了175%。其中2004年有2种期刊总被引频次超过2 000次,1种超过1 000次；2005年有3种超过2 000次；2006年有1种超过3 000次,2种超过2 000次,3种超过1 000次；2007年有1种超过4 000次,2种超过3 000次,3种超过1 000次。详见表2。表2 2004－2008年28种中医药科技核心期刊总被引频次（略）
这些期刊总被引频次的大幅增加说明其在中医药类期刊中处于重要的学术地位,对学术趋势的发展具有一定导向作用。其中《中草药》、《中国中西医结合杂志》、《中国中药杂志》、《中药材》、《中医杂志》、《中国针灸》在各自的学术领域占有主导地位,并且发现中药研究领域始终保持较高的引用频次,表明目前对中药的研究是中医药学术界研究的热点。
3.2 影响因子
影响因子是指该刊前两年在统计当年被引用的总次数除以该刊前两年总数所得出的统计值,是目前国际上通行的期刊评价的指标。对于影响因子在期刊评价体系中的作用,学术界存在不同见解。近年来,许多学者认识到影响因子在期刊评价中的过度贡献问题。影响因子与多种因素有关,单纯使用单一指标对期刊或论文进行评价存在一定的片面性。一般认为,在同类可比期刊中,影响因子较高者表明其受关注的程度高,学术影响力较强,但在不同学科及同一学科内不同类别的期刊中影响因子的差异无法体现刊物水平的差异。28种中医药科技核心期刊的影响因子见表3。表3 2004－2008年28种中医药类科技核心期刊影响因子（略）
由表3可见, 28种中医药科技核心期刊影响因子总体水平偏低,虽然其平均值呈逐年上升,但上升的幅度不大。到2008年,尚没有一种中医药学术期刊的影响因子达到1.0,其中影响因子最高的是《中国中西医结合急救杂志》,在2007年版《引证报告》中影响因子达0.874。本文所统计的5年中影响因子有2年以上超过0.5的期刊有5种,分别是《中草药》、《中国中药杂志》、《中国中西医结合急救杂志》、《中国中西医结合肾病杂志》和《中国中西医结合杂志》,其中《中国中西医结合杂志》、《中国中西医结合急救杂志》5年来分别位于第一、二位,表明中西医结合及中药研究领域较中医领域研究更为活跃,上述期刊具有较强的学术影响力。而中医综合类和学报类期刊的影响因子相对较低,我们认为这与各期刊的办刊方向、所刊论文类型、读者定位等多种因素有关。
3.3 他引率
他引率是指该期刊全部被引用次数中被其他刊引用次数所占的比例。对他引率的考察可在一定程度上消除由于自引过多导致的影响因子上升因素。28种中医药科技核心期刊的他引率见表4。表4 2004－2008年28种中医药科技核心期刊他引率（略）
表4显示,28种期刊的他引率稍有上升趋势,但没有大的变化,基本保持在0.8左右,其中《山东中医药大学学报》、《中国中西医结合杂志》、《中医杂志》3种期刊的他引率在2004－2008年均在0.90以上(包括0.9),说明其学术影响力比较广泛,能够引起同行的关注和重视。
3.4 地区和机构分布
地区分布数和机构分布数是衡量期刊论文覆盖面和影响力的指标。表5显示,2004－2008年28种中医药科技核心期刊的平均地区数均在20个以上,平均机构分布在120以上,并且有逐年增加的趋势,其中《中国中医药信息杂志》的地区数在2004年达到了31个,其他年份也在28或29个,并且近5年内在机构数上保持较高水平。另外,《中国中医急症》5年内机构分布数增长最快,从2004年的174个到2008年的524个,说明该刊的影响范围越来越广泛,得到了有关学术界的重视。《中草药》、《中国骨伤》、《中国针灸》、《中国中药杂志》、《中药材》、《中医杂志》等期刊在地区和机构分布上均处于较高水平,显示出我国中医药学科规模的壮大、覆盖面广和学术交流的广泛性。表5 2004－2008年28种中医药科技核心期刊地区和机构分布情况（略）
4 结语
目前,科技期刊文献计量指标在期刊评价中的应用越来越多,在一定程度上这些指标的统计数据可以从某个方面反映出期刊的水平,这些数据可以用来对科技期刊进行综合评价,了解期刊在本学科中所处的地位。随着中医药学术发展和国家对中医药事业的大力扶持,中医药学术交流日益活跃,学术论文产出大幅度增加。我们对近5年来28种中医药科技核心期刊进行了计量指标分析,结果显示其综合水平均有不同程度的提高,特别是在总被引频次、影响因子方面。这28种期刊基本代表了中医药类期刊的较高水平,在中医药界也有较高的影响力。近年来,中医专科期刊发展迅速,特别是中药、针灸和中西医结合方面,其文献量增加,影响因子增高,说明各界重视中药、针灸的临床应用和中西医结合的治疗方法,并有较强的研究能力和较多的科研成果,这就使综合类期刊面临新的考验。
中医药期刊是具有鲜明中医药学术特征的科技期刊,受本学科多种因素的影响,每个期刊都有其自身的发展方向和特点,这就必然会导致文献计量指标的不同。例如某些期刊侧重于实验研究,众多科研工作者可将其作为自己研究的参考,因此其被引用的几率就大,影响因子就高；而某些期刊偏重于临床经验的总结,多被临床医生将其用于临床医疗中,因此引用几率很小。本文28种期刊的影响因子均低于1.0,和其他学科的期刊相比有很大差距,因此,作为该领域学术交流重要载体的中医类学术期刊还必须不断提高自身的综合质量,找出符合本期刊的发展方向来提高其学科影响力。目前,中医类期刊的种类还在逐渐增加,特别是近年来新创刊的期刊发展速度很快,因此,要保证核心期刊的高水平和高影响力,就要在原有基础上充分挖掘自身潜力,努力适应新的传媒发展模式,才能满足学术交流对科技期刊发展的要求。过分强调文献计量指标也会给期刊的发展带来不利的影响,所以在提高各项文献计量指标的同时,始终保持期刊的高学术质量才是发展根本。
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关键词：早籼品种；比较试验；宣城市
中图分类号 S511 文献标识码 A 文章编号 1007-7731（2017）01-0034-03
1 试验目的
为了筛选出适合宣城市种植的早籼新品种，鉴定其在皖南生态条件下的丰产性、稳产性、适应性、抗逆性，为水稻品种审定提供科学依据，特在水稻基地安排一组早籼品种比较试验。
2 试验设计及栽培管理
2.1 试验地点 本试验安排在宣城市种植业局天湖镇水稻基地。验田土壤质地为黄红壤，肥力中等。
2.2 试验设计 试验品种10个，分别为：金12-39、陵两优89、中早47、陵两优618、陵两优30、9两优22、陵两优早14、中两优122、陵两优3997、中早35（CK）。育秧方式为水育秧，常规稻播种量299kg/hm2，杂交稻224kg/hm2。田间采取随机区组设计，三次重复，小区面积13.34m2，行距20cm，株距13cm，常规稻每穴3～4苗，杂交稻每穴2～3苗，保护行栽插对应品种5行。
2.3 栽培管理 4月1日播种，播种前先用咪鲜胺浸种，并施含量45%的司尔特复合肥224kg/hm2做底肥，4月16日追施尿素112kg/hm2。播种后第3天施吡嘧磺隆・丙草胺373g/hm2喷雾封闭防草，1周后复水，移栽前4月29日施噻嗪酮（1+1）448g/hm2防治稻蓟马和飞虱。5月1日移栽，移栽前15～20d灌水，旋耕机横竖旋耕各一次，放水浸泡。移栽前再用拖拉机横竖旋耕耖压平，施N、P、K含量各15%的司尔特复合肥448kg/hm2做底肥。5月13日撒施尿素149kg/hm2，并拌苄・乙373g/hm2除草。5月27日用12%甲维・氟酰胺+噻嗪酮防治螟虫及飞虱，6月18日破口前再用12%甲维・氟酰胺+吡蚜酮防治螟虫及其他害虫。
3 水稻生育期间气候特点及对水稻的影响
秧苗前期长势较好，抽穗灌浆期多阴雨天，温度偏低，使全生育期较正常年份推迟3～5d。
4 结果与分析
4.1 产量 由附表1可以看出，参试品种中金12-39产量最高，较对照中早35增加6.24%；其次为陵两优3997，较对照中早35增加6.04%；陵两优89排第三，较对照中早35增加3.33%；9两优22产量最低，较对照中早35减产1.25%。
4.2 主要性状
4.2.1 全生育期 参试品种中，金12-39、陵两优早14、中两优122、陵两优3997全生育期为115d，比对照早熟1d。陵两优89、陵两优618、陵两优30、9两优22全生育期为116d，与对照相同。中早47全生育期为117d，比对照晚熟1d。
4.2.2 主要经济性状 各参试品种基本苗均低于对照，其中金12-39基本苗最高为180.6万/hm2，对照中早35为183.6万/hm2，陵两优89基本苗最少为147.8万/hm2。有8个品种的有效穗比对照中早35多，16.4万～38.8万/hm2，最多的是陵两优3997，为349.3万/hm2，中早35有效穗最少，为298.8万/hm2。有2个品种株高大于对照中早35，最高的是金12-39，为92.5cm，其余7个品种均低于对照，最矮的是中两优122，为79.8cm。有7个品种的结实率高于对照中早35，高0.1～4.2个百分点，最高的是陵两优早14的85.4%，有2个品种的结实率低于对照中早35，最低的是中两优122。金12-39的千粒重高于对照中早35，为28.8g，其余8个品种的千粒重均低于对照中早35，低0.7～1.7g，最低的是陵两优618的25.2g。
4.2.3 抗逆性 参试品种中，陵两优89、中早47、陵两优30、9两优22、中两优122、对照中早35轻度感叶瘟，其余品种无；穗颈瘟中早47、陵两优30、9两优22发生轻，其余品种无。陵两优618纹枯病为重感，陵两优89、陵两优30、陵两优3997纹枯病中度发生，9两优22、陵两优早14、中两优122、对照中早35轻度发生，金12-39无纹枯病；所有品种均未感白叶枯病。所有品种均抗倒伏（表2）。
5 品种综述
（1）金12-39产量8 007.46kg/hm2，较对照增470.15kg/hm2，增产6.24%，位居第一。全生育期115d，比对照早熟1d，有效穗298.5万/hm2，成穗率78.1%，株高92.5cm，穗长19.8cm，总粒数123.7粒/穗，实粒数104.3粒/穗，结实率84.3%，千粒重28.8g，未发生叶瘟、穗颈瘟、白叶枯病、纹枯病。
（2）陵两优3997产量7 992.54kg/hm2，较对照增455.23kg/hm2，增产6.04%，位居第二。全生育期115d，比对照早熟1d，有效穗349.3万/hm2，成穗率70.3%，株高88.0cm，穗长18.7cm，总粒数114.7粒/穗，实粒数97.7粒/穗，结实率85.2%，千粒重25.5g，纹枯病中度发生，无叶瘟、穗颈瘟、白叶枯病。
（3）陵两优89产量7 788.51kg/hm2，较对照增251.2kg/hm2，增产3.33%，位居第三。全生育期116d，与对照相同，有效穗337.3万/hm2，成穗率74.1%，株高83.5cm，穗长17.9cm，总粒数122.5粒/穗，实粒数99.8粒/穗，结实率81.5%，千粒重26.0g，纹枯病中度发生，叶瘟轻度发生，无穗颈瘟、白叶枯病。
（4）中两优122产量7 766.12kg/hm2，较对照增228.81kg/hm2，增产3.04%，位居第四。全生育期115d，比对照早熟1d，有效穗340.3万/hm2，成穗率74.5%，株高79.8cm，穗长19.3cm，总粒数117.8粒/穗，实粒数95.4粒/穗，结实率81.0%，千粒重26.0g，纹枯病、叶瘟中度发生，无穗颈瘟、白叶枯病。
（5）陵两优618产量7659.25kg/hm2，较对照增121.94kg/hm2，增产1.62%，位居第五。全生育期116d，与对照相同，有效穗343.28万/hm2，成穗率69.3%，株高81.8cm，穗长18.4cm，总粒数116.0粒/穗，实粒数95.4粒/穗，结实率82.2%，千粒重25.2g，纹枯病重度发生，无叶瘟、穗颈瘟、白叶枯病。
（6）陵两优早14产量7 626.87kg/hm2，较对照增89.56kg/hm2，增产1.19%，位居第六。全生育期115d，比对照早熟1d，有效穗343.28万/hm2，成穗率74.7%，株高91.0cm，穗长18.8cm，总粒数109.3粒/穗，实粒数93.3粒/穗，结实率85.4%，千粒重26.2g，纹枯病轻度发生，无叶瘟、穗颈瘟、白叶枯病。
（7）陵两优30产量7 564.63kg/hm2，较对照增27.32kg/hm2，增产0.36%，位居第七。全生育期116d，与对照相同，有效穗335.82万/hm2，成穗率71.7%，株高88.3cm，穗长19.6cm，总粒数119.4粒/穗，实粒数98.2粒/穗，结实率82.2%，千粒重25.3g，纹枯病中度发生，叶瘟、穗颈瘟轻度发生，无白叶枯病。
（8）中早35（CK）产量7 537.31kg/hm2，位居第八。全生育期116d，有效穗310.45万/hm2，成穗率73.0%，株高90.7cm，穗长18.6cm，总粒数120.3粒/穗，实粒数98.8粒/穗，结实率82.1%，千粒重26.9g，纹枯病、叶瘟轻度发生，无穗颈瘟、白叶枯病。
（9）中早47产量7 527.31kg/hm2，较对照减10kg/hm2，减产0.13%，位居第九。全生育期117d，比对照晚熟1d，有效穗326.87万/hm2，成穗率76.0%，株高85.2cm，穗长17.7cm，总粒数113.6粒/穗，实粒数98.0粒/穗，结实率86.3%，千粒重25.7g，纹枯病、叶瘟、穗颈瘟轻度发生，无白叶枯病。
（10）9两优22产量7 442.84kg/hm2，较对照减94.47kg/hm2，减产1.25%，位居第十。全生育期116d，与对照相同，有效穗331.34万/hm2，成穗率68.9%，株高82.5cm，穗长19.7cm，总粒数115.5粒/穗，实粒数96.6粒/穗，结实率83.6%，千粒重25.8g，纹枯病、叶瘟、穗颈瘟轻度发生，无白叶枯病。
6 结论
根据以上各品种试验结果分析得出，陵两优89穗粒并重、株型适中，无明显缺点，综合表现最好；金12-39大穗、秆粗抗倒、转色好，但其分蘖弱，综合表现较好；陵两优30繁茂多穗，但整齐度一般，综合表现较好；陵两优早14穗粒并重、株型适中、转色好，但植株偏高，综合表现较好；中两优122矮秆抗倒、多穗，但剑叶宽、杂株偏多，综合表现较好；陵两优3997多穗、转色好，但杂株偏多，综合表现较好；对照中早35繁茂、粗抗倒，但剑叶宽长，综合表现较好；其余3个品种综合表现中等。
参考文献
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[3]覃飞凤.都阳镇水稻品种比较试验[J].农业研究与应用，2014（2）：13-16.
[4]徐加平.楚粳水稻新品系比较试验研究[J].种子，2013（7）：93-94.
【关键词】套期保值；技术指标；技术分析；违规判定
套期保值本应是一种为企业规避风险的工具，但实践中并未给国内企业带来积极作用，反而导致了巨额亏损 [1][2]。在燃油套期保值中，2003年中国航空公司亏损高达5.5亿美元，2008年国航和东航又亏损数十亿。上市公司中信泰富（丁洪，2009），深南电，江西铜业亦在期货市场上折戟。
丁洪[3]在研究中信泰富的亏损案例时指出其内部的风险监管和治理机制存在问题。屈光明[1][2]等认为保值方案非常重要，很多企业保值没有计划方案，很容易被市场的氛围感染而转化为投机交易。要健全企业的操作制度，杜绝企业领导随意、盲目操作，要形成计划、执行、监督、反馈完整的企业运作体系，防止因个人冲动、赌徒心理造成重大损失。
为维护国有资产安全，2009年2月3日国务院国有资产监督管理委员会《关于加强中央企业金融衍生业务监管的通知》[4]，要求中央企业须审慎运用金融衍生品工具，严格坚持套期保值原则，有效监控风险，不得从事任何形式的投机交易。国资委出台的相关规定，强化了对国有企业从事金融衍生品交易的监管制度，提高了相关的风险防范等级，这对保护国有资产安全，提高企业效益，保证中国经济的健康稳定都具有积极的意义。
一、理论背景
套期保值[5]是规避现货价格风险的期货交易行为。然而，在套期保值实际操作中，如何判断价格走势；买入还是卖出套期保值；什么时候出、入市；建立一个多大的头寸等问题还没有形成一套完善的指导性原则。当基差变化不定，特别朝不利方向变动时如何进行期货套保操作？如何判别投机还是套期保值？本文基于金融市场技术分析理论中的代表性工具――技术指标，多商品、多指标检验的原则进行实证分析，试图证明运用技术分析指导套期保值操作的可行性[6]。
二、实证分析
金融市场技术分析[7]是以预测实际交易市场价格的未来趋势为目的一个分析工具。技术分析中的技术指标有可靠的数学根基[8]，用来指导套期保值操作具有一定的科学性。本文围绕MA、MACD、KD三个指标展开，依次进行实证分析。
1.移动平均线（MA）指标分析
移动平均线（MA）是将一段时期内的股票价格平均值连成曲线，用来显示股价的历史波动情况，进而反映股价指数未来发展趋势的技术分析方法。
将一定天数的收盘价之和除以天数即得到相对应的MA值。
（1）出入市时机选择
短期MA向上穿过长期MA形成黄金交叉，为入市时机点；短期MA向下穿过长期MA形成死亡交叉，为出市时机点。
图1 MA指标出入市时机图例
（2）实证模拟分析
分析选择数据跨度20年的铜连续期货与上证综合指数，从1990年至2010年，检验指标为5日、10日、20日移动平均线，交易以一个单位计。
表1 铜连续移动平均法实证模拟结果
内容
类别 总交易
次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利
率
5日和10日 116 81 35 27880 -1750 168070 849.55%
10日和20日 68 46 22 30230 -3230 139920 666.27%
5日和20日 53 38 15 26390 -2440 150470 737.34%
注：5日和10日代表：5日和10日移动平均线交叉结果；10日和20日代表：10日和20日移动平均线交叉结果；5日和20日代表：5日和20日移动平均线交叉结果。
表1表明，铜连续期货统计结果5日和10日线实证模拟交易的有效交易次数116次，盈利81次，累计盈亏为168070，盈利率达到849.55%；10日和20日线，有效交易次数68次，盈利46次，累积盈亏为139920，盈利率达到666.27%；5日和20日线，总交易次数为53次，盈利次数达38次，累积盈亏为150470，盈利率达到737.34%。自此可以看出，按移动平均线指标进行铜连续期货操作，总盈利维持在100000点以上，盈利率水平最低也达到了666.27%。通过实证模拟可以证明，移动平均线指标的可靠性是较高的。
表2 上证综合指数移动平均法实证模拟结果
内容
类别 总教易次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利率
5日和10日 124 69 55 1324.64 -386.44 11551.18 8719.71%
10日和20日 78 50 38 1984.26 -275.39 8356.42 6151.53%
5日和20日 73 42 31 1649.47 -433.7 6786.35 5020.61%
注：5日和10日代表：5日和10日移动平均线交叉结果；10日和20日代表：10日和20日移动平均线交叉结果；5日和20日代表：5日和20日移动平均线交叉结果。
表2表明，上证指数统计结果5日和10日线，有效交易次数为124次，盈利次数达69次，累积盈亏为11551.18，盈利率高达8719.71%；10日和20日线，有效交易次数为78次，盈利次数达50次，累积盈亏为8356.42，盈利率达6151.53%；5日和20日线，有效交易次数为73次，盈利次数达42次，累计盈亏为6786.35，盈利率达5020.61%。从数据来看，上证指数按移动平均法操作的显著特点是盈利率很高，盈利率最低为5020.61%，最高可达8719.71%。这同样说明了移动平均法操作的可靠性。
表3 上证综合指数每日收盘价与5日和20日移动平均线交叉形成的结果
内容
类别 总交易
次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利
率
5日 243 160 83 1212.93 -105.14 7281.43 5510.16%
20日 86 56 30 1700.5 -762.15 9222.35 6921.20%
注：5日代表：每天收盘价与5日移动平均线交叉结果；20日代表：每天收盘价与20日移动平均线交叉结果。
表3表明，对上证综合指数每日收盘价与5日和20日移动平均线交叉进行实证模拟分析：按每日收盘价与5日移动平均线交叉进行操作，总交易次数为243次，盈利次数达160次，累计盈亏为7281.43，盈利率达5510.16%；按每日收盘价与20日移动平均线交叉进行操作，总交易次数为86次，盈利次数达56次，累计盈亏为9222.35，盈利率达6921.20%。从以上分析得出，按移动平均线法进行操作，盈利次数总比亏损次数多得多，而且最终都是呈盈利的，盈利率都在5500%以上，这说明按移动平均法操作可靠性较高。
图2 MACD指标出入市时机示例
2.MACD指标分析
MACD指标，是利用快速移动平均线和慢速移动平均线，在一段上涨或下跌行情中两线之间的差距拉大，而在涨势或跌势趋缓时两线又相互接近或交叉的特征，通过双重平滑运算后研判买卖时机的方法。
主要是通过计算得出的DEA值与DIF值进行操作。
（1）出入市时机选择
当DIF向上突破DEA时，是黄金交叉，为入市时机点；当DIF向下跌破DEA时，是死亡交叉，为出市时机点（见图2）。
（2）实证模拟分析
以下分别是豆一连续、白糖、外汇及上证指数从1990年到2010年20年间在MACD指标的指导下的模拟交易的数据。
表4 MACD指标分析法实证模拟分析结果
内容
类别 总交易
次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利
率
豆一连续 121 73 48 983 701 10654 383.39%
外汇 134 83 51 11.8 4.56 156.09 121.27%
白糖连续 33 18 15 839 -167 4765 98.593%
上证指数 133 78 55 1380.99 -246.37 10502.5 10423.55%
表四表明，豆一连续的有效交易次数为121次，盈利次数为73次，累计盈亏为10654，盈利率高达383.39%。
外汇种类本文选择了美元对日元的数据。从交易数据中可知，有效交易次数为134笔，盈利次数为83次，累计盈亏为156.09，盈利率达121.27%。
白糖连续的有效交易次数为33笔，盈利次数为18次，累计盈亏为4765，盈利率达98.593%。
上证综指有效交易次数为133次，盈利78次，累计盈亏为10502.5，盈利率高达10423.55%。
3.KD指标分析
KD指标是通过研究最近几日的最高价、最低价及现时收盘价的价格波幅，推算出行情涨跌的强弱势头和超买、超卖现象，从而找出买点和卖点的指标。
（1）计算公式
主要依靠通过计算得出的KD指标进行操作。
①产生KD以前，先产生未成熟随机值RSV（即计算日当天收盘价在周期内最高价到周期内最低价之间的位置）。其计算公式为：
RSV=[（C-Lt）/（Ht-Lt）]×100…………………………④
（t：所选周期天数；C：计算日当天收盘价；Ht、Lt：周期内最高价、最低价）
②对RSV进行指数平滑，就得到如下K值：
Kt=1/3×RSVt+2/3×Kt-1………………………………⑤
③对K值进行指数平滑，就得到如下D值：
Dt=1/3×Kt+2/3×Dt-1…………………………………⑥
（1/3是平滑因子；Kt、Dt：计算日当天的K值、D值；Kt-1、Dt-1：计算日前一天的K值、D值；RSV：计算日当天的未成熟随机值；t：计算日期）
（2）出入市时机选择
①考虑KD的取值。
KD都在0～100的区间内波动，50为多空均衡线。KD线上穿50为入市时机点，下穿50为出市时机点。
图4 美原油12KD出入市时机示例
②考虑K与D的交叉。
K线向上突破D线，形成黄金交叉，为入市时机点；K线向下突破D线，形成死亡交叉，为出市时机点（见图4）。
（3）实证模拟分析
根据KD指标对上证综合指数以及美原油12进行了操作：
①操作对象：上证指数，1991.12-2010.10；美原油12连续2003.11-2010.10。
检验原则一：KD线上穿50与下穿50分别进行买进与卖出。
得到如表5所示数据：
表5 KD指标法实证模拟分析结果
内容
类别 总交易
次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利
率
上证综合K线 163 89 74 1952.32 360.32 12232.65 11718.22%
上证综合D线 130 57 73 1857.38 377.71 7202.18 6599.63%
美原油12K线 64 40 24 19.4 4.46 145.21 547.55%
美原油12D线 43 27 16 27.28 6.55 108.63 407.77%
表5表明，上证指数：按K线上穿50与下穿50分别进行买进与卖出操作，总交易次数为163次，盈利次数为89次，累计盈亏高达12232.65，盈利率达11718.22%；按D线上穿50与下穿50分别进行买进与卖出操作，总交易次数为130次，盈利次数为57次，累计盈亏为7202.18，盈利率达6599.63%。
美原油12连续：按K线上穿50与下穿50分别进行买进与卖出操作，总交易次数为64次，盈利次数为40次，累计盈亏为145.21，盈利率达547.55%；按D线上穿50与下穿50分别进行买进与卖出操作，总交易次数为43次，盈利次数为27次，累计盈亏为108.63，盈利率达407.77%。
②相同的操作对象下，检验原则二：黄金交叉点和死亡交叉点分别进行买进与卖出。得到如下数据：
表6 KD指标法实证模拟分析结果
内容
类别 总交易
次数 盈利
次数 亏损
次数 最大
盈利 最大
亏损 累计
盈亏 盈利率
上证综合 285 196 89 1088.53 243.83 19574.88 19578.80%
美原油12 108 81 27 25.27 5.3 256.32 1010.33%
表6表明，上证指数，总交易次数为285次，盈利次数为196次，累计盈亏高达19574.88，盈利率高达19578.80%。
美原油12数据，总交易次数为108次，盈利次数达81次，累积盈亏为256.32，盈利率为1010.33%。
4.总结
套期保值的目的是规避现货价格风险。综上，三大指标在20年间的实证模拟分析中有盈利也有亏损，但是盈利次数及盈利规模远远大于亏损次数及规模。从总体上保持良好的盈利性。说明用四大技术指标指导套期保值操作具有可靠性，可以很好地实现套期保值的目的。
三、结论建议
在前述研究的基础上，本文进一步提出了，在技术分析的前提下，需要进行套期保值操作的企业还应在操作的违规判定上成立相应的判定原则，以避免违背套期保值操作的初衷，具体如下：
第一，套期保值操作程序的违规判定：由于套期保值操作具有很强的主观性，公司进行套期保值操作的人员很容易被巨大的利益诱惑，过量的进行操作，甚至于违背了最初的目的。
第二，套期保值操作规模的违规判定：通过对各类套期保值操作案例的分析，本文提出，套期保值操作的交易额应该是在公司的实际需要进行套期保值额度的120%左右浮动。在120%以内都可以算是合理的，因为在此范围内操作公司尚有主动权。而超过120%，则此时应该定义为违规操作，不再符合公司最初设立期货部进行套期保值的目的，公司不应该为损失负责，操作的个人应当负相应的责任。
第三，套期保值操作出入市时机的违规判定：套期保值操作出市入市时间选择应符合四大指标分析显示的趋势。前文已做详细解释，再次不再赘述。
第四，套期保值操作的方向的违规判定：套期保值分为买入和卖出。在价格有上升趋势时，应该做买入的套期保值，反之依然。通过技术分析，结合基本分析，我们大致可以得出价格的趋势。此时公司的套期保值操作必须符合这个规律，如若逆市操作，则判断为违规。
参考文献
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[2]荆林波.对套期保值者的理论分析[J].财贸经济，1999（6）：45-48.
关键词：经济周期波动；典型化事实；HP滤波
中图分类号：F124.8 文献标识码：A 文章编号：1003－9031（2008）03－0008－05
一、关于经济周期的一般认识
经济周期指经济发展过程中按相近的时间长度反复出现的经济增长速度的波动，可划分为四个阶段：繁荣、收缩、萧条和扩张。繁荣指国民经济活动达到高峰的状态，收缩指国民经济活动从高峰转向持续下降到最低点的阶段，萧条指国民经济活动降到最低点的状态，扩张指国民经济活动从萧条转向不断上升达到高峰的阶段。经济周期波动指经济活动及其经济变量在一个时期内重复出现扩张和收缩的态势，其表现为经济周期周而复始地由扩张到紧缩地不断循环运动。
引起经济活动总水平波动的因素很多，例如人口、就业、资源开发、技术产业进步、设备更新、与国际经济联系模式的改变、经济体制的变革等。由于以上因素发生作用的时间长短不同，因此由这些因素引起的经济周期持续时间也不同。例如康得季耶夫周期（50－60年）、库兹涅茨周期（20年）、朱格拉周期（9－10年），基钦周期（3－4年）等。
经济周期波动的典型化事实是在宏观时间序列经验特征的基础上，通过统计分析，推断和检验而确认经济周期波动中普遍存在的事实。目前，被广泛认同的经济周期波动的典型化事实包括三个方面：以宏观时间序列的标准差表示的波动性；以产出同其他宏观时间序列之间的时差相关系数表示的协动性以及以宏观时间序列的一阶自相关表示的粘持性。
二、方法选取和数据说明
经济指标的时间序列包含四种变动成分：长期趋势成分T、循环成分C、季节变动成分S和不规则成分I。长期趋势成分代表经济周期时间序列长期的趋势特性。循环成分是以数年为周期的一种周期性变动，它可能是一种景气变动，也可能是经济变动或其他周期变动。季节变动成分是每年重复出现的循环变动，以12个月或4个季度为周期的周期性影响，是由温度、降雨、每年中的假期和政策等因素引起的。季节成分和循环成分的区别在于季节变动是固定间距中的自我循环，而循环成分是从一个周期变动到另一个周期，间距比较长且不固定的一种周期性波动。不规则因素又称随机因子，残余变动或噪声，其变动无规则可循，这类因素是由偶然发生的事件引起的，如罢工、意外事故、地震、水灾、恶劣气候、战争、法令修改和预测误差等。
在经济周期中，季节变动成分和不规则成分往往掩盖了经济发展中的客观变化，给研究和分析经济发展趋势和判断目前经济所处的状态带来困难。因此，需要在经济分析之前将经济时间序列进行季节调整，剔除其中的季节变动成分和不规则成分。而利用趋势分解方法可以把趋势和循环成分分离开来，从而研究经济的长期趋势变动和景气循环变动。
（一）方法选取
从时间序列中分离趋势成分和周期成分的方法有多种，不同方法揭示了不同方面的特性。早期研究认为，宏观时间序列中存在一种确定的线性时间变化趋势。在这种情形下，就目标序列对时间趋势项进行一次或二次线性回归，就可以分离出趋势成分，得到周期成分，通常称该方法为线性趋势分解方法。随后，由于认识到序列中可能存在结构突变，又出现了允许截距或斜率发生结构突变的分段线性趋势分解方法。以上两种方法都假定宏观时间序列趋势平稳。然而，Nelson和Plosser发现，多数宏观时间序列具有非平稳的单位根性质，上述方法就失去其原有的应用基础，产生了一些新的趋势分解方法。[1]
对于非平稳时间序列而言，目前主要的分解方法有结构性分解和状态性分解两种。结构性分解需要通过其他经济变量，通过变量之间的替代和影响关系，例如Okun分解和Philllips曲线关系 等，将时间序列中的趋势成分和周期成分分离出来；状态性分解是通过时间序列的时间序列性质，将其分解为趋势成分和周期成分。其中状态性分解还可以分为状态域分解和时频域分解等。状态域分解时直接将时间序列分解为状态空间当中的不同取值，例如卡尔曼（Kalman）滤波分解和H-P滤波分解；时频域分解是将时间序列分解为具有各种时间频率的周期成分，其分解是在频率时域当中进行的，例如常用的谱分解和Band Pass分解等。[2]
无论是时间序列的结构性分解还是状态性分解，其目的都是将原来非平稳时间序列当中的趋势性成分剔除，然后将剩余的平稳性序列当作周期波动成分，进而分析经济周期性质和相应的经济政策启示。[3]
在众多的滤波分解方法中，H-P滤波的应用最为广泛，本文采用H-P滤波法对时间序列进行分解，该方法的原理如下：[4]
设yt是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，Tyt是其中含有的趋势成分，Cyt是其中含有的周期成分，对于时间序列yt（t＝1，2，…）中的T而言，H-P滤波是选择满足下式的趋势成分Tyt：
其中， 是趋势当中各种变化程度产生的权重， 的最优选取是： 。
其中， 和 分别是时间序列当中趋势成分和周期成分的标准差，本文采用的是年度时间序列数据，经常选取平滑性系数 ＝100。 使用eviews3.0对时间序列H-P滤波后，可以得到周期成分为：
（二）数据说明
本文采集了包括产出、就业、消费、投资、政府支出、贸易、价格、生产率和金融等方面的宏观年度数据，共23个指标。除固定资产投资的数据区间为1980－2004年外，其他指标的数据区间为1978－2004年。劳动生产率数据是根据实际GDP除以年从业人数计算得到。全要素生产率（TFP）的数据根据标准的增长核算方法计算得出，其中资本份额和劳动份额的取值参照张军的《增长、资本形式与技术选择：解释中国经济增长近年来下降的长期因素》一文，分别为0.609和0.381。由于居民消费价格指数从1985年才开始公布，1985年以前的数据用职工生活价格指数替代。为了减少异方差和数据量纲的影响，指标的水平值取自然对数形式。而价格指标（居民消费价格指数和商品价格指数）不取对数，而采用百分比形式，这样价格指数和其他指标的一阶差分序列都具有增长率意义。由于H-P滤波法需要明确序列的平稳性，因此还需要对序列进行平稳性判断，原理如下：
如果时间序列{ }的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t，则称时间序列{ }是弱平稳的，即满足下列三个条件：
三、我国经济周期波动的经验特征分析
本文首先使用H-P滤波法对1978－2004年我国各主要宏观经济变量序列进行分解，得到周期性成分，然后计算各个周期性成分的标准差及其与产出（GDP）的周期性成分之间的时差相关系数，以揭示变量波动性和协动性的事实特征。其中，如果K＝0列的时差相关系数为正，则说明该变量相对于产出波动为顺周期，而且系数越大，顺周期关系越强。反之为负，说明该变量相对于产出波动为反周期。如果绝对值最大的时差相关系数不在K＝0处，比如在K＝1处，则说明该宏观经济变量领先产出一年。如果在K=-1处，则说明该宏观经济变量滞后产出一年，具体结果如表1。
（一）产出方面
第二产业的波动性是0.103，大于第一产业的波动性0.086和第三产业的波动性0.087，也大于总产出的波动性0.080。各个产业产出都是同期顺周期的，第二产业产出波动与总产出波动高度相关，同期相关系数达0.979，说明要保持总体经济的稳定运行必须尽量减少第二产业主要是工业的波动，保证工业经济平稳发展。这几年，电力、钢铁、化学、石油、汽车等重化工业逐渐成为国民经济的主导产业，重化工业投资规模大，建设周期长，生产需求扩张过程长，规模大，乘数和加速数发挥作用的时间长，会出现比较大的经济波动。
（二）就业方面
三次产业的就业波动性分别为0.039、0.026和0.030，均大于总就业的波动性0.024，这说明在经济波动中跨产业劳动流动频繁，就业结构变动激烈，反应了我国兼具转型经济和二元经济的特点。总体从业人数的波动与总产出的波动是同期反周期的，系数为－0.312。从各产业来看，第一产业从业人数的波动是同期反周期的，系数为－0.632，第二产业和第三产业从业人数的波动是同期顺周期的，分别为0.372和0.643。
就业波动的几个“反周期”关系的成因值得关注。一是我国具有典型的二元经济特征，第一产业隐藏着大量的过剩劳动力，充当第二和第三产业就业的“蓄水池”。当经济扩张时，这些过剩劳动力向第二和第三产业转移，第一产业的就业随之减少。当经济衰退时，劳动力就从第二和第三产业流向第一产业，导致上述的反周期关系。二是随着改革的发展，服务业和私营经济，个体经济的发展，经济中出现大量的非正规就业，这些非正规就业大多集中在第三产业，使得第三产业就业波动呈顺周期关系。[8]
（三）生产率方面
劳动生产率的波动性为0.091，略大于总产出波动性的0.080，全要素生产率的波动性与总产出的波动性相当。二者的波动与总产出的波动都是高度同期顺周期的，系数分别为0.965和0.987，说明生产率的波动可能是我国经济波动的重要影响因素之一。
（四）消费、投资与财政支出方面
最终消费的波动性为0.073，略弱于总产出的波动性，与总产出的波动是高度同期顺周期的，相关系数为0.958。财政支出的波动性为0.064，弱于总产出的波动性，与总产出的波动也是同期顺周期的，系数为0.432。资本形成总额（即国内总投资，包括固定资本形成总额和存货增加）的波动性为0.12，大于总产出的波动性，与总产出的波动也是高度同期顺周期的，系数为0.9。固定资产投资的波动性为0.139，大于总产出的波动性，与总产出波动性是顺周期的，且领先总产出一年，系数为0.833。
投资波动性大的主要原因在于：一是虽然改革开放以来，我国逐步形成国家、地方、部门和企业等多元化的投资主体，但由于政府与国有企业的特殊产权关系，对国有企业的“软预算”约束仍然在一定程度上存在，国有企业常常会表现出对资金的旺盛需求，并导致国有部门投资资金的大量供给。二是我国的利率尚未完全市场化，资本价格不能完全反映市场的需求情况。三是各级地方政府为了追求政绩，存在强烈的扩张驱动和投资饥渴。这些因素的存在往往使企业（特别是国有企业）或者地方政府的投资决策者并不十分重视对投资成本、收益和未来风险的考虑，从而造成投资规模很容易地在较短时间内发生很大波动。[9]
（五）贸易方面
从国际贸易（进出口额）和国内贸易（社会消费品零售总额）两方面来考察贸易波动与产出波动之间的关系。与总产出相比，国际贸易的波动性比总产出的波动性要大一点，出口额和进口额的波动性分别为：0.127和0.167，而国内贸易的波动性与总产出的波动性相当。就国际贸易而言，进口额和出口额都是同期顺周期的。出口额的波动性与总产出的波动性的相关系数为0.615，大于进口额的波动性与总产出波动性的相关系数，验证了我国经济增长依赖外需，2006年我国的外贸依存度高达65%，使得我国经济易受国际环境的影响，经济缺乏内生性需求基础和自主性增长机制。
（六）工资和价格方面
工资总额的波动性与总产出的波动性相当，两者是高度同期顺周期的，相关系数为0.917。价格水平指标――居民消费价格指数和商品零售价格指数的波动性略高于总产出的波动性，分别为0.100和0.091，且是轻微的反周期的，系数分别为－0.08和－0.06，反映了我国更关注产出的稳定。
（七）货币供应量方面
M0、M1和M2的波动性小于总产出的波动性，分别为0.073、0.069和0.063，三者都是顺周期的。M0和M1的波动性领先于总产出1年，相关系数分别为0.665和0.649，M2的波动性和总产出的波动性是高度同期顺周期的，相关系数为0.865，说明M2的波动性和实体经济的波动性相关程度高。
四、从我国经济周期典型化事实的分析中得到的启示
从波动性、协动性和粘持性三个方面总结中国经济周期波动的典型化事实，可以归纳成表2，从表2中可以得到如下几点启示。
（一）努力推进结构性改革，加快扩大内需的步伐
1．解决国民收入分配不合理问题，提高居民特别是低收入者的收入水平。凯恩斯认为，消费是收入的函数，要解决投资与消费比例失衡的状况，要从宏观上解决国民收入分配问题。2006年我国衡量收入分配差距的基尼系数达0.496，超过了国际上0.4的警戒线，说明我国收入差距较大，而收入差距大是制约扩大消费的主要障碍之一。我国高收入群体的边际消费倾向只有0.3，低收入群体的边际消费倾向是0.8，即每增加一块钱，高收入群体消费0.3元，低收入群体消费0.8元，因此当社会收入分配差距过大，整个社会的不均衡消费也越大。
我国农民收入水平低，绝大多数农村居民还处在温饱阶段，农村中各种商品的需求收入弹性较大，农民收入增加的绝大部分将被用于消费。对1978-2000年农民人均消费与人均纯收入的相关分析表明，农民人均纯收入每增长1%，其人均消费则增长1.02%，两者的相关系数高达0.996。因此，增加农民收入，可以提高社会的消费。[10]投资乘数效应与消费倾向之间存在正相关关系，收入用于消费的比例越高，投资乘数效应越大；相反，收入用于消费的比例越小，投资乘数效应越小。农村居民消费需求增长缓慢，不仅严重地抑制了投资乘数效应的发挥，而且还制约了投资－需求的内在累积循环推进机制（即“投资－消费－引致投资－引致消费”的链式效应）的形成和作用发挥，从而抑制了扩大国内需求政策的效果。因此，如果国家财政拿出专项资金扶持农村的义务教育、基础设施等，可以增加农民的收入和消费。
2．完善社会保障机制，为消费者解除后顾之忧。社会保障水平低，公共服务不到位，是导致居民储蓄倾向居高不下、消费倾向持续偏低的主要原因，也是制约扩大消费的主要障碍之一。据统计，目前，在全国7.6亿多就业劳动者中，只有1.4亿多人参加了基本养老保险；在全国城乡1.4亿老年人中，只有5000万人享有退休养老金；在5.7亿多城镇人口中，只有1.2亿多人参加了基本医疗保险；参加工伤劳动保险的劳动者不到7000万人。[11]这些情况表明，我国社会保障制度还很不完善。加快扩大社会保障覆盖面，不断提高保障水平，使城乡居民解除看病养老等后顾之忧，是扩大消费必须解决的体制问题。
（二）保持三次产业间的平衡发展
1．第一产业的发展要以效益农业为重点。因地制宜，调整优化种植业结构和农、林、牧、副、渔结构。加强农业社会化服务体系的建设，稳步发展多种形式的农业化规模经营，有效解决农产品品种改良，初加工和购销渠道拓展等问题。同时、抓好农业先进技术的开发、引进和推广工作，积极推动传统农业向高产、优质、高技的集约型现代农业转变。
2．第二产业要以产业升级为重点。进一步调整和压缩落后的生产能力，加强相对优势行业的技术改造工作，引导和支持企业运用高新技术和先进适用技术改造传统加工工业。要建立高新技术产业发展基金和有实力的风险投资公司，积极引导社会资金增加投入，以加快发展高新技术企业和产品，实现产品结构梯度化和高质化，增加市场需要的高新技术产品和服务的有效供给。
3．第三产业的发展要以提高基础设施和城市公用服务水平为重点。在继续抓好水利建设的同时，加快公路城市建设、城乡电网和经济适用房等重大项目建设，积极探索和推进公益性、基础性项目的产业化运营，进一步推进文化、体育等公益性事业的产业化步伐。同时，采取有效措施，加快金融保险、信息咨询、社保和中介服务业以及旅游业等其他第三产业的发展。
总之，加强第一产业发展的基础，加快第二产业的改造和提高，加大第三产业发展的力度。在总体上推动产业纵向深化发展与升级，形成以高度社会化、商品化、现代化为主、高新技术为支撑的新型产业结构。
（三）防止投资的过度波动对经济波动的影响
1．为消除政府的扩张驱动和投资饥渴，必须加快政府职能转变，规范政府的行为。在市场经济条件下，市场在资源配置中起着基础性的作用，但政府也不能无为而治。为避免市场机制和政府干预作用于同一经济过程而可能出现的矛盾和冲突，必须对两者作用的范围和程度进行合理的界定。在市场机制能够充分发挥作用的地方，应该让市场机制发挥调节经济运行的作用；在市场经济不能充分发挥作用或不能充分发挥作用的地方，才需要发挥政府干预经济的作用。政府的投资应当主要集中在市场失灵的领域、涉及国家安全和具有战略性的敏感性行业和领域。因此，需要进一步推进利税分流的财政体制改革和银行体制改革，硬化政府的预算约束，弱化政府投资竞争性领域的制度基础。
2．为抑制企业的扩张驱动和投资饥渴，需要进一步推进国有企业改革。改革核心是实现政企分开，建立国有企业的硬预算约束机制，使竞争性国有企业真正实现自负盈亏，非竞争性国有企业也要有硬化其预算约束的制度安排，从而弱化把经济推向过热的微观制度基础。要建立国有企业的硬预算约束制度，首先需要建立硬财政制度，包括硬投资制度、硬补贴制度和硬税收制度。同时，由于垄断企业总是存在着通过提高价格而获取更高收益和投资资金的冲动，因此建立硬价格制度也是必需的。当前，由于企业用于投资扩张的资金大多来源于银行贷款，因而建立硬信贷制度应是抑制扩张驱动和投资饥渴的重要举措。
3．需要建立消费增长和经济增长协调发展的机制。在市场经济条件下，由于具有硬预算约束的企业以追求利润为经营目标，在经济增长的过程中必定伴随着消费需求的相对不足。而消费需求的相对不足最终会导致总需求不足，从而把经济推向过冷。因此，要避免经济出现过冷的状态，必须进行适当的制度安排，建立消费增长和经济增长协调发展的机制，建立与经济同步增长的最低工资制度及其变动机制。
参考文献：
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[10] 李金美.我国当前消费需求增长乏力的原因及对策分析[J].消费经济，2007.
结果与分析
1四季蜜龙眼根系年周期生长动态变化
1）新根的年生长量
两年的观察发现，四季蜜龙眼出现在玻璃观察面上的新根呈乳白色，随后渐渐转为黄白色，至粗根时变为黄褐色。在不同土层中，新根数量和长度均有差异：0~20cm的上层土壤中，新根总数量占全年新根总数的42.0%，总长度占全年新根总长度的41.0%；在20~40cm的土层内，新根总数量占全年新根总数的58.0%，总长度占全年新根总长度的59.0%（表1）。
2）新根年周期生长动态变化
0~20cm和20~40cm的土层中，新根数量和新根长度生长量的变化动态基本相同，新根的生长在年周期中有两次生长高峰（图1和图2）。根系的初始生长期大多集中在1月下旬，但量很少；到2月下旬后，新根生长加快，于3月下旬~4月下旬出现第1次根系生长高峰，新根主要集中在0~20cm土层内，新根的总数量占全年新根总数的26.8%，20~40cm土层新根的总数量占全年新根总数的11.2%。第2次生长高峰出现在7月下旬~9月中旬，0~20cm土层内，新根的数量占全年新根总数的35.4%，20~40cm土层新根的数量占全年新根总数的34.9%（表1）。直到12月后，20~40cm土层内根系仍有少量生长。
2新梢年周期生长动态变化
四季蜜龙眼在自然生长条件下一年可进行多次开花结果，每次新梢充分老熟后都可分化为花芽，接着开花、结果。但进行产期调节栽培的四季蜜龙眼的新梢生长动态是不一样的。调查发现，进行产期调节栽培的四季蜜龙眼在一年中新梢生长出现两次高峰期，2009年3月上中旬进行短截修剪后，下旬开始萌芽，经7d左右的缓慢生长后，于3月底出现新梢生长高峰；第2次新梢生长高峰出现在5月上旬，从5月上旬持续到5月底，新梢生长迅速，其生长量占全年生长量的43.6%。6月上中旬新梢生长量达到最大，其生长量占全年生长量的48.8%，从5月下旬~6月上旬为新梢缓慢生长期，之后开始转绿老熟，并逐渐增粗，进入可调控成花的状态（表2）。
3四季蜜龙眼开花及果实发育状况
6月上中旬进行成花调控，7月初抽出花穗，7月上中旬开花，7月下旬谢花，7月底~8月初为果实并粒期，9月中旬以后果皮开始转黄，10月上旬种皮转浅红色，10月下旬种皮呈黑色，之后果肉迅速增厚，11月上旬果皮呈黄褐色带灰色网纹，11月上中旬果实开始成熟。从谢花到果实成熟历时大约110d。
4根系生长与土壤温度的关系
根系在1月下旬开始活动，此期地表下25cm土层的平均土温只有13.1℃，生长缓慢；3月上中旬地温升高到18℃左右，根系生长加快，3月下旬，根系生长旺盛，新根生长量加大，根系第1次生长高峰出现在3月下旬~4月下旬，此时土温达到20℃以上；第2次生长高峰出现在7月下旬~9月中旬，此时土壤温度在28~29℃，适合根系生长。可见，龙眼根系的生长活动与土壤温度有密切关系，当土温升高到一定温度时，根系才开始生长，20℃以上根系生长进入高峰期（图3）。
5新梢和果实生长与气温的关系
气温和土壤温度有着相同的变化趋势。新梢生长第1次高峰期出现在3月底，平均气温22.7℃，最高气温28.3℃；新梢第2次生长高峰期出现在5月上旬并持续至5月下旬，平均气温在25℃以上，最高气温为33.7℃（图4）。可见，当平均气温在25℃以上，最高气温为30℃左右时，龙眼新梢生长量最大。
讨论
根系是果树的重要组成部分，通过调控根系来达到调控植株的地上部生长，根系对于果树生长发育和果实产量的增加具有重要作用。本研究发现，产期调节栽培条件下的四季蜜龙眼根系生长与地上部生长有着密切关系，其新梢生长、果实生长和根系的生长有交替现象。2月下旬温度升高后根系生长加快，3月下旬~4月下旬是根系生长的第1次高峰期，此期也是新梢加速生长的第1次高峰期，有一小段时间的交替。5~7月中旬根系生长相对缓慢，此期包括新梢生长的第2次高峰期、新梢转绿老熟以及开花，需要根系贮存的养分供应其生长。根系生长的第2次高峰期在7月下旬~9月中旬，正是四季蜜龙眼座果初期以及果实膨大的时期，根系生长高峰期的营养物质主要依靠地上部新梢的功能叶供应，而大量发生的根系又能为地上部新梢和果实的生长提供充足的水分、矿质营养和激素。新根的第1、2次生长高峰期正值地上部新梢生长、开花结果、果实发育时期，对营养竞争激烈。同时，果实快速增长又主要以叶片同化物质作为营养供应来源。根系生长的第1次高峰期，也是新梢生长的第1次高峰期，期间有一小段时间的交替。根系生长的第2次高峰期7月下旬~9月中旬正是四季蜜龙眼座果初期以及果实膨大的时期，三者之间存在相互促进作用。因此，如能在8月上旬前追肥，将对减缓上述矛盾、提高单果重以及产量有重要作用。本研究发现，龙眼根系的生长活动与土壤温度有密切关系，当地温升高到一定温度时，根系才开始生长，当土壤温度达到20℃以上，根系生长进入高峰期。这与宋锋惠等（2010）研究的红枣根系生长与地上部生长的相互关系，认为红枣发根高峰时期，地下20cm土壤温度为20.8℃的结果一致。众多学者认为气温对龙眼开花、授粉受精和坐果影响较大（李建光等，2000；石尧清和彭成绩，2002）。产期调节栽培条件下的四季蜜龙眼7月初抽出花穗，7月上中旬开花，此时平均气温为31℃，最高气温达35℃，气温多处于30~35℃，坐果率仍达到20%以上，也许是夏季高温条件下生长发育的花穗形成了对高温的适应能力，也可能是热带型龙眼自身的遗传特性适应于较高的温度条件（朱建华等，2010）。果实膨大期处于高温多雨的季节，气温大都在35℃左右，适合果实的生长，果肉生长期是在10月下旬~11月上中旬，此时昼夜温差较大，白天的温度有时达到25℃以上，适合果肉的生长以及养分的积累。常绿果树的地下部与地上部存在着相互营养、交替生长、形态对称、生势平衡、菌根作用和激素调控等多种关系，在生产实践中，可以通过综合的栽培技术来调控其平衡关系，达到果树早结和丰产优质的目的。
