时间：2023-05-26 17:33:20
王谦 （国家计生委计财司 副司长）
由于工作关系和职业习惯，笔者对各种各样有关人口和计划生育的工作报告、分析文章中的统计方法和统计数据比较关注，经常可以发现统计方法和统计数据被误用的情况。本文通过一些实例，分析由于不了解人口和计划生育的特点而造成统计方法和数据误用的情况。
1 个案与群体
〔实例1〕某调查报告称，某村2001年出生婴儿10人，其中男婴6人，女婴4人，出生性别比高达150，严重失调。
〔实例2〕某乡给某村下达人口计划，其中一项指标是计划生育率，要求当年的计划生育率不低于95%，而该村一般每年出生不足20人。
〔实例3]某地计生委根据群众举报，查出某县一个超生5胎的情况，据此称该县超生问题严重。
〔实例4〕某县总人口不足50万人，近年来在孕妇中推广服用“福施福”。上级要求检查服用“福施福”后，人口缺陷发生率是否逐年下降。还有不少地方把孕产妇死亡率是否逐年下降当作生殖健康服务工作的考核内容。
这几个例子所出现的问题都是以个案或少量发生的情况，说明一个地方宏观的情况。人口和计划生育统计所分析的对象（人口）或事例具有群体性，这个群体是由每个个体的人或事件集合而成。每个个体是否发现这种现象是偶然的，作为表现群体规律的统计数据，只有当群体具有相当的规模后才有意义。群体的规模太小，尽管对每个个体的统计是准确的，指标的计算也是正确的，但计算结果并不能客观地反映群体的规律。
如实例1，一个村的出生人数仅为10人，计算的出生性别比要么是100（“绝对平衡”），要么就是男女比例严重失调。实例2中计划生育率受出生总数的影响，要么计生率正好100%，只要有一个计划外出生，计划生育率就低于95%。例4涉及的出生缺陷发生率或孕产妇死亡率一般统计时均以10万作为分母，对于一个县，每年出生几千人或1万多人，即使按照出生缺陷、孕产妇死亡发生的平均水平，每年也只有几例，偶然性很大，在统计数据上很难表现为逐年下降。至于例3，以一个特例说明全县的情况，更是欠妥。各种人口和计划生育统计教材上并未说明各项统计指标适用的人群至少要达到多少，但一般说来这些统计指标绝大部分不能用于分析规模在几百人到一千多人的村级情况，许多指标在县、乡级使用也不太合适。多年来各级是通过报表收集人口和计划生育统计数据。报表由上级制发，基层单位按统一的口径填报每个项目，然后逐级汇总、上报。这样以来，上、下级的报表式样相同，只是数量大小有差别，于是，上级单位计算哪些指标，下级单位“照葫芦画瓢”计算相同指标。特别是实行人口与计划生育目标管理责任制后，各项工作任务和责任要逐级分解、落实，相应地，工作指标也被层层分解，上一级控制的指标（如出生率、计划生育率）也被一直套用到基层单位。在这种情况下，群体性的要求很容易被忽视。
2 自然属性与社会属性
〔实例5〕1995年8月，在全国上半年人口形势分析会上，某省计生委分析本省当年上半年二孩出生数量比上一年同期减少的原因时称，由于自当年起全省广泛推行“三结合”，许多群众为了发家致富，主动退出二孩指标，于是二孩出生明显减少。笔者的同事立即对此理由提出了置疑：既然是主动退出二孩指标导致二孩出生减少，那么原来应在1995年上半年生育二孩的妇女至少在1994年上半年就应退出二孩指标，而那时候，该省并未开展计划生育“三结合”；至于1995年上半年开展“三结合”后退出的二孩指标，其二孩出生减少的效果应在1996年以后才能表现出来。群众退出二孩指标与二孩出生数量的减少在时间上出现了“矛盾”。
〔实例6〕许多文章分析妇女受教育程度越高，生育的孩子越少。
这两个例子说明分析人口出生数量的变化应考虑人口的自然属性和社会属性。人口首先是生物意义上的人口，具有自然属性，同时，人口生活、存在于一定的社会环境中，具有社会属性。人口现象的发生既受自然属性的影响，也受社会属性的影响。从根本上说，社会属性对人口现象的影响和制约是有条件的、间接的。而自然属性的影响和制约是无条件的、直接的。社会属性的影响和制约常常要通过自然属性来实现。在分析人口现象的时候，首先要解释人口的自然属性，然后再解释社会属性。就实例5而言，从妇女退出二孩指标到二孩出生减少，至少间隔10个月，即妇女的怀孕期，无论推行“三结合”力度多大，妇女10个月的怀孕期不能缩短。退指标的发生与出生数的减少在时间上不“同步”，至少要“滞后”一年。也就是说，1995年上半年因开展“三结合”妇女退出二孩生育指标不会影响这个时期的二孩出生数量。关于实例6，一个人的受教育程度属于社会属性，妇女受教育水平提高，的确会影响其生育行为。然而，影响生育的自然因素，直接因素是避孕节育行为，具体地说，影响生育的生物因素包括推迟结婚（不发生性行为）、采取避孕措施和流产（终止妊娠）。妇女文化程度影响到上述生物因素发生变化（如文化程度高，能够更好地掌握避孕知识，可以提高避孕的有效性，减少怀孕的可能），并通过上述因素影响生育孩子的数量。直接讲文化程度与孩子数量的关系，未免有些牵强。
3 定量与定性
〔实例7〕各地每年都要分析当年的人口形势，将当年的数据与上一年的数据进行对比。许多分析报告在列举了对比数据后得出结论：“今年的工作比上一年有明显的进步，取得了巨大的成绩，上了一个新台阶”。但如果我们仔细察看各项指标的数量，发现变化并不大，如计划生育率由88.5%上升到89%，出生率由15.4‰下降为14.9‰（这其中由于人口年龄结构的变化也能导致出生率下降），多孩出生由165人减少为149人，多孩率由2.2%下降为2%等等。根据这些数据的变化，得出的定性结论应当是：“工作稳步发展，人口增长保持平稳的态势”。人口和计划生育的统计分析主要是指对数据的分析，并由“定量”的描述引申到定性的判断。如果忽视定性的分析，那么，所谓定量分析不过是数量变化的文字描述而已。把握好定性分析的关键在于，定性分析应以定量分析为基础，即“定量”在前，“定性”在后。那种先“定性”，再计算数量变化的做法，违背了“定量”与“定性”的基本规律。这样进行的定量分析，只是给定性的结论加一些数量的点缀。
4 模糊和精确
〔实例8〕某地区的一份材料称，根据20年来每年总和生育率的变化，推算本地区20年来少生了1831275人。
〔实例9〕某县计生委利用农村赶集日人口比较集中的机会，出动服务车，设置咨询台，向群众宣传计划生育知识，提供咨询服务。县计生委的汇报材料称，“一个月来在集日上接受宣传、咨询的群众累计达到127328人次”。
乍一看，实例8和实例9中的人数和人次数的统计和计算十分认真仔细，数字如此精确，令人钦佩。但转念一想，不免生疑：实例8中利用总和生育率计算少生人口，需要以年龄别生育率与分年龄妇女人数相乘计算出生人数，一般来看，每个年龄组的计算结果都不会是整数，只好四舍五入。每一年若干个年龄组累计下来，个位数已经含糊不清了。再把20年的少生人数累计起来，怎么可能精确到个位数呢？况且20年间，该地区的人口并非处于“封闭状态”，各年龄组人数因为人口迁移而变化，也会影响到计算少生的数量。至于实例9，在一个开放的、人们频繁走动的集市上，如何判定哪个人接受了宣传，哪个人接受了咨询，并没有一个客观的标准；即使有标准，实际操作中也很难把握，因此，根本没有可能逐人统计。实例8、实例9中看似精确的数据令人感到滑稽，倒不如模糊一些，说“20年大约少生了18万人”，“一个月在集市上接受了计划生育宣传、咨询服务的人次达10余万”，或许有几分可信。从某种意义上讲，人口和计划生育所涉及的是宏观层面的事情，与此相应的统计数据所反映的是大致的状态或趋势，没有必要也没有可能做到精确。许多同志在应用统计方法时，往往注意的是方法本身的定义和计算过程，而对计算中数据的来源不了解。人口和计划生育统计属于社会经济统计范畴，很多数据是通过抽样调查获得，允许有一定的误差；即使是全面的调查（如人口普查、全局报表），在实施过程中，也会遇到这样、那样的干扰或影响，存在着调查误差，这是无法完全避免的。从某种意义上讲，数据存在一定的误差，这是人口和计划生育统计的特点之一。
5 原因与结果
〔实例10〕最典型的例子莫过于“人口出生率每降低1个千分点，人均GDP提高多少个百分点”的说法。这种说法的依据是利用相关分析法对全国各省的人口出生率和人均GDP的数量变化进行计算，得出二者之间的函数关系式和相关系数。把人口出生率作为自变量，看自变量的单位变化影响因变量（人均GDP）变化的数量大小。
在这个例子中相关分析法本身以及有关的数据都是正确的，然而，用这样一个函数式来解释人口增长与经济增长的相互关系是有问题的。其一，就统计方法来说，相关分析只反映变量之间的相关关系，而不说明因果关系；其二，人口增长与经济增长固然相互影响，但从本质上来说，是经济发展影响人们的思想，进而影响人们的生育行为，最终导致生育率下降，人口增长率降低，即经济增长是“因”，而人口增长是“果”。颠倒了因果关系，不仅逻辑上讲不通，数量上的“相关性”也失去了意义。
笔者在多年的工作中体会到，由于人口和计划生育所具有的特点，人口和计划生育统计分析方法的应用和统计数据的解释有别于其它部门和领域对于统计的一般要求。正确地应用统计分析有助于我们认识人口和计划生育的特点和规律，只有科学地认识和把握人口和计划生育的特点和规律，才能避免在统计分析中陷入误区。
社会科学实证研究中的统计分析方法应用
郑真真 （北京大学人口研究所 副教授）
统计学的应用随着微型计算机的普及越来越广泛，在社会科学实证研究中几乎是无处不在。有了一定规模的数据和一个统计分析软件，就可以很方便地进行各种估算和分析。然而由于统计分析方法本身并不像加减乘除那样简单，而一些统计分析软件已经发展到几乎是人人都可使用的程度，如果使用者在只知其然不知其所以然的情况下操作并得到结果，可能出现对统计分析方法误用或滥用的现象。本文仅对一些统计分析中比较常见的问题进行讨论，以引起各方面的重视。
1 描述性统计
描述性统计是社会科学实证研究中最常用的方法。准确、全面、正确的描述是所有实证分析的基础，如果对某个事件或某种现象的描述不清楚或存在偏差，那么其后的所有分析都将是值得怀疑的。一项研究能够将所研究的现象或对象描述清楚，就是一个极大的贡献；而描述的偏差可能会引起公众或学术界对某些社会现象的误解，甚至误导政府决策。但是因为描述性统计所用方法简单易得，往往没有得到足够的重视。
均值的局限 普遍用于描述样本集中趋势的测量之一是均值。它对于近似正态的对称分布样本来说是比较好的测量，对于不对称分布则不然，尤其会受到极端值的影响。两个分布完全不同的样本可能会有相同的均值，因此均值在某种程度上抹杀了样本内部的差异，而往往这种内部差异正是需要我们进行深入研究的、或应当引起人们注意的。为了弥补均值的这个缺陷，一般在报告均值的同时也报告方差，或用直方图／散点图的形式描述分布，以提请读者注意群体内部的差异。
不同群体的可比性 在描述性统计中，往往涉及到对不同时期或不同人群的总体描述，以反映社会变化或地区差异。在社会科学中、尤其是人口研究中，不少事件的发生都是与年龄密切相关的，如我国妇女大部分在35岁以前完成了生育，从而导致35岁以上育龄妇女中极高的避孕现用率。在这种情况下，两个样本之间存在避孕现用率的差异可能只是年龄结构的差异，而不是年龄别避孕现用率的差异。又如在报告流动人口犯罪问题时，给人的印象往往是流动人口犯罪率高于常住人口，但忽视了流动人口的年龄和性别构成与常住人口完全不同，且青年男性是犯罪率较高的人群。这种对两个不同群体的比较往往会导致错误的结论。
绝对数的使用 由于中国人口数量巨大，调查研究也比较容易得到大容量的样本，所以对任何小概率事件用绝对数报告都会出现惊人的巨大数字，单纯对绝对数的强调往往会产生戏剧性的效果。比较合理的方式一般是在报告某事件绝对数的同时，给出该事件的发生率或占研究人群的比例。
小样本的代表性 在一次抽样的小样本中求得的率或比例会非常不稳定，与另一次抽样的结果可能会有较大差距。因此当研究仅限于从小样本获得的资料时，应当在报告比例的同时也报告样本量。
2 双变量统计分析
在社会科学研究中，首先分析的往往是两个变量之间的关系，如用相关或列联表等方法。一般在确定两个变量之间确实有某种关系，如在经过统计检验后证实两变量有显著相关关系，进行更进一步的分析才有意义。因此，双变量统计分析在实证分析中占有重要地位。但是，由于在应用中对有些问题的忽视，双变量统计分析也很容易出现偏差或错误。
卡方检验的局限 在利用列联表对两个定序／定类变量进行相关分析时，需要进行统计检验来判断两个变量的相关是否有统计上的显著意义。不少研究结果都用卡方检验的显著性报告相关状况。但值得注意的是，卡方统计量的计算本身是有局限性的，样本越大，卡方值就会相应增大，因此大样本的卡方检验很容易得到显著结果。所以一般在报告卡方检验结果以说明两变量是否显著相关时，还应当同时报告相关强度，即相应的相关系数，如Gamma,Lambda等。
统计意义上的显著与差别的实际意义 在检验两个定距变量的均值差别是否具有统计上的显著性时，也存在相似的问题。由于样本量越大，样本均值分布的方差就越小，因此常用的t检验结果就越可能显著，任何细微的差别都可能有统计上的显著性。但有时具有统计意义显著性的差异，在实际生活中可能意义并不大，如同在两个草堆之间找出一根草的差距，对判断两个草堆的大小没有实际意义。因此，对任何检验结果都应当有符合实际的解释和说明。
虚假相关问题 双变量分析中的虚假相关问题，几乎在所有关于社会科学研究方法的教科书中都会涉及到，在统计分析方法的教学中也被视为经典问题。但是多少年来，人们仍然在不断地重复着这个“经典的错误”，即认为可见的或统计检验结果显著的相关就是真正的相关；更为大胆的做法是把这种相关关系推向因果关系。我们知道，对于有的变量来说，即使是经过检验判定两者具有统计上显著的相关关系，也不一定存在实际意义上的关系，因为可能有未考虑到的变量或不可测量的变量在同时对两个研究变量起作用，有时甚至可能完全是偶然的巧合。例如，火灾的大小是以火灾损失来衡量的，而参加灭火的消防员人数是与火灾大小有关的，火灾越大，出动的消防员就越多，但凡是具有常识的人都不会根据出动消防员人数和火灾损失两个变量之间的高度相关，断定出动消防员越多火灾损失就越大，因为火灾的规模是决定因素（但很难直接衡量）。在有关人口科学研究中也有报告虚假相关的现象，如人口增长率的降低导致了经济增长的提法就是一例。因此，在分析相关关系时，应当根据理论、知识、经验、甚至常识来判断这种分析是否有意义、是否存在其他变量的作用（称为外在变量），避免得出有悖于常理的分析结果。有些虚假相关是可以通过统计分析方法判别的，如在控制了另外一些变量后观察两个变量的偏相关，或在双变量分析的基础上，进一步用多变量分析深入研究。
3 多变量分析
回归分析是多变量分析中应用最多的方法，尤其是逻辑斯蒂回归更是被广泛地应用。在众多应用中，比较明显的问题是使用方法是否得当和对结果的报告和解释是否规范、合理（见2002年第2期《人口研究》刘金塘文）。此外还有一些应当引起注意的问题。
分析框架的重要性 在社会科学研究中，各变量之间往往存在错综复杂的关系，如果在进行回归分析之前没有一个清晰合理的分析框架，那么回归的结果有可能会引起质疑。一般应在报告回归分析结果之前，介绍该分析的框架，如各变量的定义、各自变量与因变量的假设关系及其理由等，对建立的回归模型做出合理性论证。有一些变量可能是作为控制变量纳入回归模型的，如性别、年龄等，最好事先解释清楚。对假设因果关系的模型，应当至少能够说明：(1)该因果关系在理论上是正确的、在实践中是合理的；(2)从事件发生的时间上来说，应当是原因发生在先、结果发生在后。如有些回归分析中，未加说明即把所有与因变量显著相关的变量都囊括在自变量中，甚至有些自变量与因变量有明显的互为因果关系，显得分析逻辑混乱；还有的论文在简单介绍研究背景和数据来源之后，急于建立因果关系并推出回归分析结果，然后再根据各变量在回归模型中的显著性一一说明，这相当于事后解释；这些做法都是错误的。
在具备“奔4”微机和较易操作的软件的今天，转瞬间就可完成一次回归分析，但是在此之前，需要有大量的前期准备工作，包括文献检索和理论框架构建，才能确保统计分析的科学性。
分析方法应用的条件 每种多变量方法都有各自的前提条件或假设，如果这些条件不具备或者假设不成立，该方法的应用就成问题。如Pearson相关是考察线性相关关系，多元方差分析只能辨别线性相关因变量的多元差异，线性回归分析假设自变量与因变量之间为线性关系，因子分析方法也是建立在各变量具有一定的线性相关基础之上的；另外，在逻辑斯蒂回归中，每个分类都应保证有足够的频数，如果频数太少就会影响参数估计的稳定性；等等。尽管一般不在报告分析结果时说明各种假设是否成立或条件是否满足，但是在进行分析时应当自觉地进行考察。如果不能满足条件或假设不能成立，就对数据进行转换或调整后再分析，或者改变分析方法。
关键词：聚类分析；典型相关分析；保险业；人口结构
一、引言
人口因素是影响保险业发展的至关重要的变量。不少国外学者对保险中的人口变量进行研究，Lewis通过数学模型进行保险需求中的人口因素的模型分析[1]，Browne等人则对人寿保险中的人口变量进行较系统演绎分析[2]。国内亦有大量该方面的研究成果，贺菊煌用带生命周期假说的动态经济学模型探讨人口收入预期、寿命预期与保险业的模型关系表达[3]；韩艳春等对保险发展与人口、经济及文化发展的关系进行深入研究，得出“我国事业发展与人口、经济发展比例不吻合”的结论。[4][5]但论断基础源于描述统计的数据分析，缺乏进一步的数据挖掘。郭金龙等对我国保险业发展的各因素运用协整分析，得出“总人口不是保费收入的格兰杰原因” [6]的结论，但对人口因素中隐含的多元结构变量分析是单独的，缺乏整体性。本文旨在利用我国各地区保险业与人口结构变量的截面数据，综合运用多元统计分析方法挖掘数据，对影响保险业发展的人口因素进行实证研究，并根据分析对当前保险业与人口的协调发展提出若干建议。
二、研究思路与数据处理
（一）指标选取 很难用单一的指标衡量保险业的发展，通常使用统计指标体系作为测度工具，具体包括规模、水平、速度、效益、结构、市场化程度等变量，而每一个变量还包含众多的二级指标。本文主要选取保费收入作为规模的度量，由细化分析需要，选取地区原保险费总收入X1及财产保险X2、人寿保险X3、意外险X4、健康险X5四种类型保费收入；水平变量则选取保险深度X6与密度指标X7，前者体现了保险业对国民经济的贡献度，后者人均保费强度指标刻画保险市场的发育程度。上述7指标组成衡量保险发展的多维向量，以下简称保险组指标。人口结构变量也是一个综合指标体系，主要包括人口总量、年龄结构、收入结构、城乡结构和教育结构等变量组成。本文分别选取地区人口总量Y1、预期寿命Y2、城镇人口比重Y3、职工平均工资Y4、总抚养比Y5、大专以上学历人口Y6和15岁以上人口文盲比例Y7作为代表性指标，以下称人口组。
（二）数据来源 保险组数据来源于中国保险监督管理委员会网站（circ.省略）。人口组数据的指标数据引自2008年《中国人口与就业统计年鉴》，其中独立开展保险业务的深圳、青岛、大连、厦门、宁波五个城市由于有关数据缺失，没有计入，其所在省区的数据均已作相应扣除。
（三）分析方法 本文首先针对保险组与人口组的多元指标数据进行对比分析，以揭示各地区保险业的发展水平与人口结构是否协调的问题。运用典型相关分析方法处理分析保险业发展水平与人口因素两组多元指标的相关性与互动关系，统计处理通过SAS8.1软件包完成。
三、典型相关分析
保险业地区发展水平与人口结构因素的不一致性牵扯多元的综合因素，显示出时间与空间的巨大不均衡。进一步运用典型相关分析方法分析二者内在的关联性与作用方向、程度。
典型相关分析于1936年首先由Hotelling提出，是从整体出发研究两组随机向量间相关关系的多元统计方法。模型具体数学表达如下：
设有X1，X2，…，Xp和Y1，Y2，…，Yq两组指标，且p≤q，利用主成分的思想，找系数A=（αi1，αi2，…，αip）和B=（βi1，βi2，…，βiq），将原两组数据通过线性组合构成若干对典型变量Ui和Vi，Ui=αi1X′1+αi2X′2+…+αipX′pVi=βi1Y′1+βi2Y′2+…+βiqY′q 其中，X′和Y′为X和Y的标准化值。定义ri，1≤i≤p是第i对典型相关变量的相关系数，通过计算由似然比方法导出的统计量 ，其在H0下近似服从自由度（p-i+1）（q-i+1）的x2分布。检验找出具有统计学显著性的相关系数，从而分析代表性的典型变量的相关性。
运用SAS中CANCORR程序对保险与人口组的多元数据进行典型相关分析。[7]结果如下：
(1) 典型相关系数及其检验
由表1可以看出，得到的7个典型相关系数值，第一对典型相关变量的相关系数0.980023，第二典型相关系数为0.940685，其余5个较小，可以判断两组变量确实存在着较强的相关性，适于运用典型相关分析。前2个特征值通过显著性检验（p＜0.0001），其后相关系数则没有统计学显著性。进一步从表2的冗余度统计分析结果出发，保险组被自身解释比例80.84%，对立的人口组解释的比例76.44%；从人口组分析相应结果累计分别达到67.32%和62.73%，综合分析结果，最终权衡取前两对典型相关系数即可比较清楚地解释问题。总体评价第一对典型相关变量的解释能力远强于第二对典型变量。
(2) 典型相关模型分析通过典型相关系数建立两对典型相关变量的线性表达式如下：
U1=-1.26x1+0.17x2+1.48x3+0.22x4-0.34x6+0.81x7V1=0.42y1+0.002y2+0.38y3+0.53y4-0.02y5+0.22y6-0.07y7
U2=0.16x1+0.01x2+0.91x3-0.16x4+0.31x6-1.14x7V2=0.77y1+0.03y2-0.04y3-0.40y4-0.06y5+0.10y6-0.22y7
从第一典型相关系数r1可知，保险组的第一对典型变量中 U1是保险组各变量的线性组合，其中人寿保险收入、原保费总收入变量的载荷最大。典型载荷值分别为1.48和-1.26。而V1是人口结构变量组的线性组合，主要受职工平均工资(0.53)、人口总量(0.42)变量的支配，显示二者是保费需求的主要推动力，其中职工平均工资变量载荷较大。分析表明保费收入特别是人寿保险业与职工平均工资和人口总量存在显著的相关性,这与保险业的经济学原理相符合。第二典型变量U2主要受保险密度与人寿保险收入的支配，（典型载荷分别为-1.14和0.91），由于保险密度实际是收入与人口的二元函数，因此综合反映保险中的收入结构影响。而V2中人口总量、职工平均工资变量的载荷较大，对各变量综合性较强。因而保险密度与人口总量关系最大，其次是与收入水平的相关性。
(3)典型相关变量结构分析
由典型相关变量结构分析可知，保险组中U1与6个变量均为高度相关，故U1是一个反应保险业发展水平的综合型变量；而 U2与X3，X7，X4，X1相关性较强，主要反应保险业发展中收入变量的作用。而人口组的第一典型变量与大专及以上学历人口、城镇人口比重、预期寿命变量的相关性较高，可见V1是反应人文发展状况的综合变量；人口组的第二典型变量与人口总量高度相关，因而V2是人口的规模变量。
四、研究结论
典型相关分析结果揭示现阶段寿险在我国保险业经营的重要地位，因为U1中寿险收入的典型载荷值最大（1.48）。2008年我国保费总收入9784亿元，其中寿险6658亿元，约占68%。从整个东亚地区看，寿险比例均远大于非寿险，这可能与地区文化传统有关。居民高储蓄率与人口环境挑战推动了以储蓄为目的的寿险需求。单考虑保费收入作为优先指标的话，人口收入水平对保险业的推动比人口总量的作用更加明显，虽然较大的人口规模为市场提供广阔的发展空间，这是保险业发展的基础，但是有效地需求却建立在一定的收入之上。因此，保险业应从增收角度展业，今后可适当从传统纯保障产品向投资联结、万能寿险等新产品发展。从保险业整体出发，人口素质的提高才是最可持续的保障，分析中三个影响权重较大的指标分别是人口学历、城镇人口比重、预期寿命。反映长寿健康、体面、知识性的生活正是保险业存在与发展的第一要义。
参考文献：
[1]Lewis Frank D. Deppendents and the Ddemand for Life Insurance[J].American Economic Review,1989,(3):452-466.
[2]Browne,Mark J.,Kim,Kihong. An International Analysis of Life Insurance Demand[J]. Journal of Risk and Iinsurance,1993,(60):616-634.
[3]贺菊煌.人口变动对经济的影响[J].数量经济技术经济研究，2003，（12）：41-46.
[4]韩艳春,胡文富.保险业发展与人口、经济及文化发展的关系（上）[J].保险研究,2004,(11):2-9.
[5]韩艳春，胡文富.保险发展与人口、经济及文化发展的关系(下)[J].保险研究,2004,(12):49-56.
[6]郭金龙，张昊.中国保险业发展的人口因素分析[J].中国人口科学，2005,(1):74-80.
关键词：统计分析 既好又快 具体措施
一、提高自我思想认识，狠抓两个要点
在我国以前中央经济工作会议提出的要点中，“快”总在“好”之前。“快”主要是体现经济发展速度，当然“快”也是统计分析的重点。“快”作为第一提出的要素有其现实性。首要的就是以最快的速度转变贫穷状况。20世纪50年代，中央经济工作会议曾提出“多快好省”，“快”在“好”前。其次是体制因素，政绩观念，攀比风在此时尤其的盛行，速度第一。客观因素和主观原因共同促成了“快”为第一要素。那么目前为什么要“好”在“快”前面呢。因为我国长期以来的经济发展已具备了把“好”放在前的客、观条件。经过改革开放几十年的不懈努力持续快速发展，我国的综合实力明显增强。在经济迅速发展的有利条件下，如何提高质量和效益的同时并长远的发展下去，是当前中央经济工作面临的主要问题。科学发展要求把“好”放在“快”前。中央经济工作的快速增长基本是投人、消耗、排放较高，而效率却较低的传统工业化模式，粗放型增长的状况还没有从本质上得到改变，经济增长从效率上来讲得到的成果不高，但付出的代价却偏高。“既好又快”发展是构建和谐社会的基础。长期的经济发展以来，经济体制的强化变革、社会结构的大幅度变动、利益格局的有效调整、思想观念的不断变化，但也带来了一些负面影响，类似社会和谐稳定的矛盾与问题，举个例子，经济社会发展不协调、城乡及区域发展不平衡、收人差距过大、无业游民增加等。在这种非常时期，只有实现“既好又快”发展，才能拉近距离、促进和谐、实现创造社会经济发展的基础条件。
“既好又快”的核心在于“好”字放在前提。在讲求经济发展的效益好的同时，不仅要求经济增长的质量高，又要求节能减排的效果好，环境保护的收益大;既要经济发展的宏观效益好，又要让人民得到实际利益多。“好”的经济增长，站在经济的结构的角度分析，增长是即平衡的又稳定的;站在经济与生态的关系角度上分析，增长是环境友好型的;从经济与社会的关系看，要求居民必须得到实际的生活改善条件的同时，拉近社会矛盾的距离，共创社会和谐。
为“既好又快”发展优化统计服务，目前最重要的就是突出重点，努力推动统计分析和服务从增长速度型向即好又快发展型转变。1、要强化增长速度分析。重点强调发展的“好”，不是不要“快”，经济持续较快增长、避免出现不必要的错误几率，是“即好又快”的本质意义。在发展相比较落后地区，更加要注意好字当头，好中求快，保持一定的速度才能缩小差距，提高发展质量和效益。因此不能简单淡化速度分析，而要不断深化速度分析。2、强化增长质量分析。各级领导对经济增长质量分析的需求越来越大，要求越来越高，要有强化统计分析的紧迫感。目前反映经济增长质量的指标体系不够完善，数据资料欠缺，我们必须创新统计分析思路，充分挖掘现有资料，推动统计分析和服务从增长速度型向即好又快发展型转变。
二、利用现有资料，完善指标体系
统计分析的一个值得重点分析的要素，就是根据不同研究目的，利用有效的数据，对指标进行不同的组合。在这个过程中我们要强化数据资料比较优势，就必须从改进与完善统计指标体系开始进行，推动统计分析和服务从增长速度型向即好又快发展型转变。目前，围绕即好又快发展深化统计分析与服务，必须以下统计指标深化量化为分析重点。
最能反映经济增长效率的指标的有。人均GDP增长率、全社会劳动生产率、全要素生产率、万元GDP能耗、资金利税率、万元GDP二氧化硫排放强度、万元GDP化学需氧量排放强度、固体废弃物利用率、“三废”治理(排放)率等。
最能反映经济增长协调性的指标的有。GDP增长波动二三次产业增加值占GDP比重、财政收人占GDP比重、高技术产业增加值占GDP比重、失业率、通货膨胀率、负债率、产销率、对外贸易依存度、地区经济发展差异系数。基尼系数等。反映经济增长可持续性的指标。劳动力受教育水平、主要能源供需差率、耕地面积变动率、水资源拥有量变动率、每公顷农药、化肥施用量、沙漠化率等。
三、脱离服务水平由于片面追求增长速度
3.1 强化分配使用分析。即好又快发展要求速度、质量、效益相协调，消费、投资、出口相协调，人口、资源、环境相协调。要深化企业的产品质量和经济效益、国民经济发展的质量和经济效益改善和提高的统计分析;深化投资结构和外贸进出口结构，消费、投资、出口比例关系的统计分析;要深化人口数量和素质、资源利用、循环经济、环境保护，实现经济与人口、资源、环境协调可持续发展的统计分析。
“十五”时期上海投资率比全国高25.4%，但上海投资没过热。投资额年均增幅低于全国水平，前二年增速居西部第10位，后三年居第n位。原因在于出口偏低。投资增长不仅变动幅度大，而且拉动作用强，既要分析本地区直接拉动，又分析外部间接拉动;既分析需求拉动，也不能忽视建筑业生产拉动。二要十分重视投资效益分析。后发展地区增量资本产出率一般较低。“十五”期间上海增加1元GDP需要的投资比全国多一半。上海单位生产能力造价较高，投资效益更须进一步提高。转变增长方式，不是简单地降低投资，而要着力提高投资效益。三要开展消费弹性分析，研究不同地区不同阶层的消费倾向，上海为净调人省份，绝大多数消费品从省外调进，要针对性地提出扩大消费需求、发展农产品加工业的措施建议。
以GDP分配分析上来讲，应该先分析财政收人的增长、结构和占GDP的所占比例。然后再对城乡居民收人结构、收人增长、收人差距的分析。最后通过收人初次和再分配中居民、企业和政府的结构比例变化分析，研究分配的公平性等。GDP使用分析，既要关注消费、投资和净出口“三驾马车”拉动经济增长，还要进一步研究居民消费倾向、投资结构的优化和投资效益等。一要注意投资率及投资增幅的变化。后发展地区加快发展起步阶段投资率一般较高。
3.2深化增长速度结构分析。生产增长分析不但把速度说明白，而且把速度和效益、质量有机结合，从投人产出两方面深化增长代价、增长动力、增长效益和增长均衡性等分析内容。产出要重视特色经济对GDP增长贡献率指标，分析特色经济拉动增长;分析所有制结构和地区发展差距，分析经济增长的波动及增长趋势变转折点，反映经济增长的协调性均衡性等; 以人均GDP增长率、产业结构及偏离程度指标，反映产业结构优化以及与人口、就业的关联变化。投人要加强增长代价分析，重视中间消耗率、万元GDP化学需氧量排放、万元GDP能耗、万元GDP二氧化硫排放等量化分析，有条件的地区还可以计算分析全要素生产率等。
3.3关注社会民生。经济社会协调发展，让人民享受不懈的经济变革带来的春风，是又快又好发展的必然结果。围绕即好又快发展深化统计分析，就必须要加强社会和民生方面的分析。根据和谐社会监测指标体系，结合本地实情，可供参考的常用数量界限为:失业率的低限(自然失业率)一般为3%，高限为6%;基尼系数在0.3到0.4之间;城乡居民收人比低于2.8:1(以农村为1); 基本社会保障砚盖率80%；地区经济发展差异系数低于60%。加强民生统计分析，除了居民收人消费就业社保等分析外，应特别关注困难群体。例如:物价涨跌的马太效益。当前是“结构性涨价”，消费需要弹性越少的涨得越多，如粮食、食用油、肉类、鸡蛋等;弹性越大的下跌的幅度就越大，如汽车、手机、电脑、电视等。对经济条件较好的人来讲，应对正常生活开销压力不大，并且在此基础上还能还能获降价“额外”收益。与此不同的是，穷人维持生计越来就已经处于困境，现在就更有如学生加霜了。应该根据低收人户的消费结构测算食品价格上涨的人均增支额，分析价格变动因素，为政府提供困难群众物价补贴、扶持农牧民发展生产增加供给提供决策依据。这也有关于统计数据的权威性，由于消费结构得不同，多数人感觉涨价并不是三四个百分点那么容易令人接受了。
3.4重视监测预警。我们要利用SNA的平衡关系，采用因素分析、综合评价和预测分析等方法，善于在联系平衡中发现不协调之处，并且要在对成绩进行宣传的同时，将经济运行问题的分析研究放在首要位置，不断地开发监测预替潜能。要重视宏观环境的分析，深化投资和工业经济预警监测。宏观经济环境主要是国家宏观调控政策和市场环境。在区域经济统计分析中，在与国家政策保持一致的同时，也要重视市场变化和调控结果对区域经济的影响分析。对于上海来讲要关注两方面:一是投资调控对上海资金筹措的影响。最近的3年来，上海投资年均增速低于全国0.7 %，资金短缺是主要矛盾。在投资紧缩状态下，调控管理要防止“大落”。二是要关注投资品需求对工业生产拉动的影响。上海工业以能源原材料投资品为主，受市场需求及产业结构影响，今年3月份首次出现(近三年来)工业出厂价格涨幅低于购进价格涨幅，缩小盈利空间，对生产增长形成了阻力。上海调查总队随机调查表明企业当前关注的问题主要集中在产品销路、原材料价格方面，关注程度明显超过了传统的资金问题。要密切关注，及时提供预期建议，促进工业经济即好又快发展。
3.5高度重视数据质量。实现即好又快发展，统计数据的生产和也要做到即好又快。统计分析要关注指标数据之间的客观联系，尤其注意同一指标不同时期数据的衔接，不同指标同一时期的相互协调，不断地挖掘其中不合理的因素，如果是数据质量问题，要重新进行有效整理，如果是经济中存在的误差，要将其当中重点来分析。并在抓住热点的同时，加以分析提供。
3.6加强“三农”和城镇化分析。城乡协调发展是即好又快发展的重要标志，围绕即好又快发展深化统计分析，就要加强这方面分析的薄弱环节。（1）从农牧业生产统计分析转向农牧区经济统计分析。（2）重视人均耕地面积、水浇地比重、有效灌溉面积比重、良种化、农业机械拥有量和农用塑料薄膜使用量变化等农牧业生产条件基础设施分析，反映传统农牧业向现代农牧业转变。（3）加大结构调整分析力度。如特色种植业比例，高原无公害特色产品，设施农业，效益型畜牧业，林业和退耕还林的分析。（4）加强农村投人监测分析。（5）要大收人结构变化监测分析。（6）启动新农村建设进程统计监测分析。城镇化是社会经济结构变化的结果，当前以人口城镇化率指标衡量各地城镇化水平。在分析中，（1）分析新增城镇人口构成，迁移流动、从行镇区划、自然增加等方面反映人口城镇化率变动。（2）分析城镇化进程要重在实质，不能片面追求人口城镇化率，近六年，上海新增城镇人口中行镇区划变动占40.18%，这些人的实际情况并没有得到相对的改善。（3）与工业化和新农村建设相结合，严格按照实际情况的来开发城镇经济，提升城镇产业支撑，妥善安排农牧区人口到城镇稳定就业定居。
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关键词：人口控制；人口素质提高；经济增长；系统动力学；扩展生产函数模型
中图分类号：F224文献标识码：A文章编号：1008-2670（2014）03-0023-10
基金项目：国家人口计生委研究课题“提高人口素质对我国经济发展贡献率的定量研究”（201006）；济南市第六次人口普查研究课题“济南市人口与经济社会协调发展研究”（201203）；青岛市人口计生委研究课题“青岛市人口与经济社会发展关系研究”（201103）。
作者简介：李新运，男，山东菏泽人，山东财经大学管理科学与工程学院教授，博士生导师，研究方向：管理决策理论与方法；马俏俏，女，山东临沂人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：区域经济；吴学锰，男，山东滨州人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：产业经济；史纪慧，女，山东临沂人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：计量经济。
一、问题的提出
区域人口发展的主要任务包括人口数量的控制和人口素质的提高，这两个方面都会对区域经济发展产生明显的影响。改革开放30多年来，我国人口自然增长率从1978年的12‰下降到2012年的4.95‰，大专及以上文化人口比重由1982年的6.15‰增长到2010年的89.30‰，而同期国内生产总值增长了23倍。一方面，人口增长的有效控制缓解了人口过多对经济、社会、资源、环境等所造成的压力，促进了国民经济的快速发展；另一方面，人口素质的提高推动了科学技术的进步，提高了劳动生产效率，为经济的发展提供了智力支持。但是人口增长率的下降对经济增长究竟产生了多大的影响？人口素质的提高对经济发展的贡献率究竟有多大？目前对这两个问题少有深入的研究，还未引起足够的重视。因此定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，具有重大的理论意义和现实意义。
人口发展与经济增长之间的关系一直是人口经济学家研究的焦点，本文根据所分析问题的特点，对相关研究进行归纳，总结为三个方面：①人口与经济发展之间互动关系的研究。Bloom等[1]研究了世界范围内人口变化与经济发展之间的关系，并讨论了年龄结构的变化对各项政策和经济增长的影响；张广海等[2]运用区域重心和地理集中指数等方法，对山东半岛蓝色经济区2000-2010年的人口和GDP数据进行分析，得出经济区人口与经济的耦合特征，并通过不一致指数对经济区发展类型进行划分；李新运等[3]通过构建经济社会发展人口承载力指标体系，对山东省经济社会发展的综合人口承载力进行估算，并对人口承载力的盈余情况进行分析；郑萌萌[4]突破人口老龄化负面影响的惯性思维，分析了我国未来劳动力变化趋势对经济转型的推动作用，合理预计了我国未来劳动力的发展趋势。②人口控制对经济增长的贡献率研究。李建民等[5]运用经济计量方法，建立了人口―经济运行动态模型，从人口作为消费者影响资本积累和作为劳动者影响生产两方面入手，研究了中国人口生育率下降对经济增长的贡献率；此后周德禄等[6]又运用类似的方法，模拟得出人口控制条件下山东省宏观经济可能的发展状况，然后将模拟结果与实际数据相比较，判定了人口控制对山东省经济增长的贡献率。③人口素质提高对经济增长的贡献率研究。蔡增正[7]将教育的全部作用与外溢作用模型化，然后分别估计它们对经济增长的贡献，研究表明教育对经济增长的贡献大而具实质性；刘林等[8]采用丹尼森和麦迪逊的算法，计算了中国1982-1990年间高等教育对经济增长率的贡献，发现中国的高等教育贡献率非常低；蔡P[9]从人口红利的角度讨论了人口因素对经济社会发展的贡献。
从已有研究看出：①有关人口与经济发展之间互动关系的研究起步较早，近年来不少学者对二者的关联关系、因果关系、数量关系等进行了各种实证分析，而有关人口控制和人口素质提高对经济增长贡献率的研究则相对较少；②通过建立联立方程组模型来研究人口控制对经济增长的贡献率可以表示出互动关系，但主要分析的是变量之间的结构关系，在动态模拟方面明显不足；③对人口素质和经济发展水平的测度往往集中在人力资本对经济增长的贡献率测度，关于人口素质综合指数对经济发展贡献率的研究则相对较少。
为了定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，在已有研究的基础上，本文分别提出了基于系统动力学模型的人口控制对经济增长的贡献率测算模型和采用扩展生产函数模型测算人口素质提高对经济增长的贡献率测算模型，并以济南市为例进行实证研究，分别测算1978-1990，1978-2000、1978-2011三个时间段内，济南市人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，验证测算方法的可行性。
二、研究方法
系统动力学作为主要进行仿真预测的分析方法可以很好的模拟不实行人口控制政策时的人口和经济发展状况，通过把模拟结果与实际的区域经济增长状况相比较，推导出区域人口控制对经济增长的贡献率；生产函数模型往往被用来定量分析和解释经济发展过程中各种生产要素的投入对经济增长的作用，本研究通过对各项人口素质指标加权求和求出人口素质综合指数，进而将其作为一个单独的因子带入生产函数模型，直观的测度人口素质提高对经济增长的贡献率。
（一）人口控制对经济增长的贡献率测算方法
1.人口―经济发展因果关系图
人口―经济发展系统动力学模型主要涉及到人口发展和经济发展两个子系统，虽然它们是不同领域的概念，各有其自身变化的客观规律，但是作为一个完整系统的组成部分，各子系统及其内部众多变量之间连锁互动，具有复杂的因果关系。系统动力学认为系统可以抽象成具有多重反馈回路的机制，因果关系图正是表示系统反馈结构的重要工具。
建立系统的因果关系图，关键在于分析系统中的要素，以及要素之间的关系。因为本课题主要是模拟在不实行计划生育政策下，即不控制人口数量时的经济发展情况，所以人口发展子系统中，主要选取了能够影响并反映人口数量变化的相关指标，如人口总量、出生率、死亡率以及机械增长率等。经济发展子系统中，人口数量控制的目的就是促进社会进步、经济又好又快的发展，目前大多以GDP来作为描述国家或地区经济发展综合水平的通用指标，同时在经济增长中，资本也是重要的经济要素，资本投入和积累决定着经济规模，因此在经济发展模块中主要选取GDP、人均消费支出、总消费、总投资、固定资产投资、固定资产存量以及GDP增长率等能够反映一个地区经济实力和经济发展潜力的变量。
人口―经济发展系统具有比较复杂的因果关系：首先，人口数量本身同时受人口机械增长率、出生率和死亡率的影响，人口控制主要通过控制总和生育率来降低出生率，从而达到控制人口数量的目的。其次，人口可以分别从两方面影响经济增长。一方面从人是消费者入手，人口数量增加会消耗更多的资源，从而使得消费增加，在地区生产总值一定的条件下，消费增加，投资就会减少，通过固定资产存量又会受到投资的制约，因此固定资产存量与人口数量呈反方向变化；另一方面从人是生产者入手，假设从业人员占总人口数量的比例不变，则从业人员数量随着人口数量的增加呈增长趋势，从业人员的增加又会促进经济的增长，所以从这个角度讲，地区生产总值与人口数量呈同方向变化。最后，经济发展子系统内部固定资产存量与地区生产总值之间也相互影响，相互制约。地区生产总值通过影响投资而影响固定资产存量，固定资产存量的增加也会促进地区生产总值的提高。
四、结论及分析
本文分别提出了基于系统模拟的区域人口控制对经济增长的贡献率测算方法和采用扩展生产函数模型计算人口素质提高对经济增长的贡献率的测算方法，并以济南市为例进行了实证研究，总体来讲，本研究的主要结论可以概括为以下两点：
1.研究方法是科学合理的，本文所提贡献率测算模型均是在查阅大量文献和相关书籍的基础上，经反复讨论确定的；以济南市为例所进行的实证研究结果符合济南市的实际发展状况，是比较合理的，这也验证了研究方法的科学性和适用性。
2.从济南市的实证研究结果可知，人口数量的控制和人口素质的提高对经济增长的促进作用是非常显著的，且随着时间的延长，贡献率呈增长的趋势。在现阶段我国拥有13亿多人口，资源环境压力巨大的国情下，需继续坚持计划生育基本国策，在控制人口数量的同时，关注人口文化素质、身体素质和道德素质的全面发展，以应对未来时代的挑战。
另外，本文的研究也存在一些局限性：人口―经济发展系统动力学模型中考虑的因素仍然不够全面，例如人口发展子系统中，在以后的研究中我们将进一步加入人口结构与人口分布等因素，经济的增长也会相应受到环境、资源、科技和教育的影响；相关参数设置时的一些前提条件在实际中也不一定像我们假设的那样乐观，对于这个问题还有待开展进一步研究。
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[关键词]社会科学 统计方法 应用问题
社会科学的实证研究在应用统计学时,统计分析是其关键环节,资料性质分析、资料类型的判断、统计方法的选择等各个环节都应把握好,否则,其分析结果将是没有意义的。本文拟通过对社会科学实证研究论文中应用统计分析方法出现的问题,从描述性分析、定量资料的统计分析、定性资料的统计分析、相关与回归分析等方面进行解析。
一、描述性分析问题
在社会科学实证研究中,一般首先要对社会调查数据进行描述性统计分析,以发现其内在的规律性,再选择进一步的分析方法。描述性统计分析要对调查总体所有变量的有关数据做统计性描述,主要包括数据的频数分析、集中趋势分析、离散程度分析、分布形态以及一些基本的统计图形。
描述性统计分析虽然较为简单,但如果对某个事件或某种现象的描述不清楚或存在偏差,那么其后的所有分析都将值得怀疑,而描述的偏差可能会引起公众或学术界对某些社会现象的误解,甚至误导政府决策。
1.均值的误用
均值是用于描述样本集中趋势的最常用指标,但应注意,对于正态或近似正态的对称分布样本,它是较好的指标,一般与离散趋势指标中的标准差一起描述数据资料(即形式);而对于偏态分布的样本,则常用中位数来描述集中趋势,一般与离散趋势指标中的四分位数间距一起描述数据资料(即形式),究其原因是均值容易受到极端值的影响。
对于两个分布完全不同的样本,可能会得到相同的均值,因此均值在某种程度上抹杀了样本内部的差异,而往往这种内部差异正是需要进行深入研究或应当引起人们注意的。为了弥补均值的这种缺陷,一般在报告均值的同时,也应该报告标准差,或用直方图或散点图的形式描述分布,以展示群体内部的差异。
2.绝对数的误用
因为社会调查研究比较容易得到大容量的样本,所以对任何小概率事件,用绝对数报告都会出现较大的数字,单纯对绝对数的强调往往会产生误解。比较合理的方式一般是在报告某事件绝对数的同时,给出该事件的发生率或占研究样本的比例。
3.相对数的误用
相对数常用于描述定性资料的内部构成情况或相对比值或某现象的发生强度,一般有比与率两种形式。虽然比与率的计算形式是相同的,即两个绝对数之商乘以100%,但它们的含义是不同的。率用于反映某种事物或现象发生的强度,而比则用于反映部分与整体或某一部分与另一部分之间的关系。当数据的比较基础相差悬殊,用绝对数表述没有可比性时,就要借助于相对数。
应用相对数也容易出现一些问题,如:百分比与百分率的混用;当分母很小时,只计算百分比或百分率,而没有报告样本量;当比较两个或多个总体率时,没有考虑到各总体对应的内部构成情况是否一致,而直接比较等。
例如在报告流动人口犯罪问题时,给人的印象往往是流动人口犯罪率高于常住人口,其实是忽视了流动人口的年龄和性别构成与常住人口完全不同,且青年男性是犯罪率较高的人群,这样对两个不同群体的比较往往会导致错误的结论。
二、定量资料的统计分析问题
定量资料的统计分析是指所观测的结果变量是定量的,而且希望考察定性的影响因素取不同水平时,定量观测结果的均值之间的差别是否有统计学意义。定量资料的统计分析在统计学应用中占有很大的比重,出现的误用也比较多。
正确选择定量资料统计分析方法的关键有两点:一是正确判断统计研究设计的类型;再是检验定量资料是否满足“独立性、正态性及方差齐性”的前提条件[1]。前者要求使用者对统计研究设计的类型较为熟悉,后者则需要进行预分析,可适当借助于统计分析软件。根据前提条件是否满足来决定用参数假设检验或方差分析,还是用非参数检验方法,进而根据对统计研究设计类型的判断,确定采用具体的统计分析方法。
对定量资料作统计分析时,常犯的错误有:
1.不管统计研究设计类型,盲目套用t检验或单因素方差分析;
2.不验证“独立性、正态性及方差齐性”前提条件,而直接应用参数检验法;
3.将多因素设计定量资料人为拆成多个成组设计定量资料,采用t检验法;
4.将多因素设计定量资料用单因素多水平方差分析解决,或用一元分析替代多元分析等。
三、定性资料的统计分析问题
定性资料的统计分析是指观测结果为定性变量的统计处理问题。定性资料的统计分析在社会科学研究中的应用也是很广泛的,通常根据影响观测结果的原因变量性质分为三种情况:
1.原因变量都为定性变量,此类资料就是通常理解的定性资料。常用的统计分析方法有:检验、秩和检验或Ridit分析、Spearman秩相关分析、线性趋势检验、一致性检验(也称Kappa检验)、加权检验、对数线性模型等。
2.原因变量中既有定性变量,又有定量变量。这类资料的统计分析通常有两种处理方法:一是结合专业知识先将定量的原因变量离散化,使其转化为定性变量,然后采用上面3.1的统计方法处理;二是先对定性的原因变量,采用哑变量技术进行处理,转化为多个二值变量,赋予0或1值,然后采用Logistic回归分析方法或多值有序变量Logistic回归分析处理。
3.原因变量全部为定量变量。这类资料的分析可以直接采用Logistic回归分析方法或多值有序变量Logistic回归分析处理。
定性资料的最常用表达形式是列联表,列联表有多种类型,如横断面设计的四格(或称2x2)列联表、队列研究设计的四格列联表、配对研究设计的四格列联表、双向无序的R×C列联表、单向有序的R×C列联表、高维列联表等,不同类型所用统计方法也不同,所以处理这类资料的关键是分辨出列联表的类型,从而选择相应统计分析方法。
在社会科学研究中,定性资料的统计分析常犯的错误主要就是列联表的误判,从而错误的选用统计方法。
四、相关与回归分析问题
相关分析是研究变量之间的相互关系,常局限于统计描述,较难从数量角度对变量之间的联系进行深入研究;回归分析则是研究变量之间的依赖关系,可实现对自变量进行控制,对因变量进行预测,及对随机变化趋势进行适当修匀。
相关分析可用于对定类、定序、定距及定比等尺度的各类资料进行定量描述,但各类资料的计算公式是不同的,所以应用时,需要判明资料的类型;而回归分析则要根据因变量性质的不同,选用不同的回归分析方法,一般可分为两类:一是因变量为连续型变量,具体的,当为非时间性的连续型变量时,可用线性回归分析、多项式回归分析、非线性回归分析等;当为时间变量时,可用COX半参数回归分析、指数分布回归分析及威布尔回归分析等;当为随时间变化的连续型变量时,则需要利用时间序列分析。二是因变量为离散型变量,需要利用Logistic回归分析、对数线性模型分析及多项Logit模型分析等。
在社会科学研究中,相关与回归分析的应用非常广泛。但应用时也经常出现一些错误:
1.没有结合问题的专业背景和实际意义,就进行相关与回归分析。其结果有时可能是莫名奇妙的,可能出现所谓的虚假相关。
2.对于较简单的线性相关与回归分析,不注意应用条件,盲目套用。一般地,Pearson相关分析要求两变量都是随机变量,且都服从或近似服从正态分布,若不满足条件,应采用其它相关分析法,如Spearman相关分析等。而线性回归分析则要求因变量必须是随机变量,且服从或近似服从正态分布,在回归分析前,先要进行统计检验,证实两变量的显著相关性,再进一步进行回归分析才有意义。
3.只求得相关系数或回归方程,而不进行参数假设检验就下统计分析结论。因为相关系数或回归方程都是由样本数据求得的,是否具有统计学意义,必须通过其相关参数的假设检验来判定。
4.多元回归分析策略的错误。在社会科学实证研究中,对多元回归分析的应用,不少人采取的策略是先用单变量分析,得到有统计学意义的多个变量,再将它们引入回归方程进行多变量分析,用逐步回归法进行筛选,从中选出有统计学意义的变量,这种分析策略是不正确的。因为自变量之间可能存在不同程度的交互作用,在单变量分析中无统计学意义的变量并非在多元回归分析中也没有意义。正确的处理方法应该是先综合分析各种变量之间的作用、实际意义及关系,有些可作为控制变量(如性别、年龄等),将经过初步筛选的所有变量代入回归方程进行分析,再采用逐步回归方法,必要时可多用几种筛选变量的方法,同时要注意自变量间的交互作用,进行综合分析,这样才能得到较为可靠的结果。
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【关键词】人口素质 经济增长
一、研究思路与对象的选取
第一阶段：从国家角度，通过建立统计模型把握人口素质与经济增长的关系，提出合理化的建议。第二阶段：区别于国内学者选取的研究对象，本文首次尝试“辽宁省―天津市”研究模式，理由如下：两地都靠近渤海具有相似的地理条件；天津是老牌工业城市，滨海新区的成功建设对沈北新区具有指导性的意义。
二、模型的建立
（一）变量处理和分析对象的选取
1.人口素质指标的确立
为了使所得的结果更加清晰合理，我们需要考察变量间的内部结构，通过因子旋转可以使得到的公因子更容易解释，因此我们尝试用因子分析法，下面来验证它的合理性。取变量分别代表与人口素质相关的平均预期寿命，人口出生率，婴儿死亡率，十五岁以上文盲数，每十万人中接受过小学、初中、高中以及高等教育的人数。利用SPSS将我国2002―2011年这八个变量对应的相关数据进行因子分析：
由Bartlett检验可以看出，应拒绝各变量独立的假设，即变量间具有较强的相关性。而且KMO统计量为0.73，数值超过0.7，说明给变量间信息的重叠程度很高，故我们选取因子分析模型来提取人口素质指标是合理的。通过因子分析过程只提取了一个公因子，且方差贡献率为84.761%，进而计算综合得分，得知从2002年开始人口素质一直在降低，直至2011年。
2.地方经济增长的度量
因人口数在经济发展中是一个重要的因素，因此我们用人均国民生产总值增长率作为因变量。在自变量的选取中，除了人口素质，还分别选用全社会固定资产投资增长率代表资本投入，就业人员增长率代表劳动投入，第二产业对地方的贡献率反映地方工业化程度，公路里程增长率代表地方地方基础设施发展。
（二）模型建立与求解：
1.人均国民生产总值增长率与人口素质的时间序列分析模型：
我们通过绘制残差与该自变量的散点图来判断自变量与因变量之间是否存在线性关系，此处图略。由散点图可以看出各点基本平均分配在0这条水平线两边，没有明显地偏正和偏负趋势，说明当前模型结构所假设的人均国民生产总值增长率与这5个变量之间呈线性关系是正确的。进一步得到系数回归表：
2.“辽宁省―天津市”研究模型：
方便起见，变量的选取与三.1相同。因缺少2001―2004年的部分数据，我们利用SPSS中缺失值填充技术结合回归算法得到这十年以来完整的数据。经过逐步回归分析筛选出四个最终变量，同时依据依据相关系数矩阵，得到我省模型：
各项所占的权重分别为：37%，42%，23%，-2.6%，天津采用与（1）同样的方法，各项所占的权重分别为：46%， 3.7%， 45%， 7.8%
三、结论和政策建议：
（一）结论
经过前面对我国以及“辽宁省―天津市”的模型建立，我们分别得到了如下结论：在其他因素不变的情况下，当我国人口素质水平增加1%，人均GDP增长率将减少 0.07%左右。就业人员增长率对经济增长的推动作用远远大于人口素质，因此要想在全国范围内实现经济的稳步增长，应该加大力度提高就业人员增长率，国家应从这方面加大力度。
（二）政策建议
1.沈北新区与沿海城市的建设。继上海浦东新区、天津滨海新区设立并发展之后，作为辽宁省惟一的综合改革配套试验区，沈北新区已经申报国家级综合改革配套试验区。因此我省应重点发展高端、高质、高新的现代服务业。葫芦岛市地处渤海附近，可充分利用该市在造船业、旅游休闲度假等项目的优势实现经济增长。
2.人口素质的建议。天津市的对外开放政策不仅正向推动了其经济增长，同时在一定程度上提高该地区的人口素质，人才比例逐年升高。我省可加大力度推动各高校及各研究所组织实施关于电子信息、绿色能源、新材料等高新技术产业科技创新项目，加快提升自主创新能力，逐步提高对人才能力的要求，为创新发展提供智力支撑。
参考文献：
[1]国家统计局. 《中国统计年鉴》（2001―2011），北京；中国统计出版社.
>> 浅谈提高我国人口素质的必要性及措施 我国人口素质与经济发展关系的实证分析 我国人口素质面面观 简析提高我国人口素质的必要性 积极预防出生缺陷,提高我国人口素质 21世纪的中国人口素质问题研究 人口素质是国家强盛\繁荣的决定因素 我国人口与就业的现状及趋势分析 基于结构方程模型的中国人口素质对经济发展的因果影响系数测算 基于模糊层次分析法的西部人口素质问题分析 我国人口与经济的协调度分析 我国人口变动及特点 贫困地区人口素质对新农村建设的影响及对策 提高人口素质工作之我见 浙江省人口素质水平的主成分分析 我国人口科学文化素质差异性分析 人口素质：可持续发展的基石 试析甘肃地区的人口素质问题 人口素质与经济增长的关系研究 少数民族地区人口素质对劳动力就业问题的影响分析 常见问题解答 当前所在位置：
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中国人口统计年鉴（2004） 北京 中国统计出版社 2004
中国统计年鉴（1996-2005）北京 国家统计局中国统计出版社 1996-2005
参见本文附录原始数据表，对缺损数据在做SPSS分析时做了exclude case listwise处理
⑥指标的无量纲处理就是清除量纲和数量级的影响，将指标的实际值转化为可以综合的指标评价值，从而解决评价指标的可综合性。无量纲化的主要方法：直线型方法(常用极值法)、折线法、曲线法。在主成分分析中，通过相关系数矩阵求主分量时，往往会优先考虑方差较大的变量。邱东-《谁是政府统计的最后东家》北京中国统计出版社 2003年出版中对多种无量纲化方法进行全面阐述并进行比较分析，最后本文选择了Z-score法对原始数据进行处理。处理后的数据，均值为0，方差为1。针对本文的研究视角，认为人口素质指数PQLI要优于其他人口素质的指标体系。首先它的研究对象就是工业化程度比较低的国家，这与我国的目前情况具有相似性；其次PQLI指数选取的指标比较简单，也比较利于研究者进行数据的分析。由于我国目前的经济、社会状况发生了较大的变化，为了更好更全面的评价我国人口素质的发展状况，本文将对人口素质指数PQLI进行修正。
（1）指标的选择
基于本文对人口素质的定义，针对我国人口素质目前的状况，从反映人口素质发展的各方面综合考虑，本文选取了以下指标：平均每万人口中大学生数 、学龄儿童入学率 、婴儿死亡率 、平均每万人口中中学生数 4）、婴儿出生时预期寿命① 、人口自然增长率 、城镇人口比重② 、科技活动人员数 、诊疗人次 、入院人数 、群众体育达标人数 、粗文盲率③ 等十二个指标。
（2）模型的建立
在PQLI指数模型的基础上，本文利用加权线性和法④，对人口素质指数进行测算，建立以下模型来反映人口素质指数F：
三、实证分析
1．数据的采集及处理
据选取的指标，本文采集了1990-2004年上述各指标的数据⑤（对部分缺损的数据在分析时做了相应的技术处理）。在对数据进行主成分分析之前，考虑到各指标数据的差异以及为所得的分析结果更加有效，利用EXCEL软件对原始数据进行标准化处理⑥，其计算公式为：
2．数据相关性检验
使用SPSS12.0对经过处理的数据进行分析，首先建立各指标的相关系数矩阵（表略）。该矩阵用于表明指标之间的相关性，这是做主成分分析的前提条件。经分析，选取的指标两两间的相关性都比较高，因此，是适合使用主成分分析法对问题进行分析的。
3．主成分的分析
对检验后的数据进行进一步分析，计算出主成分旋转前后的特征值、贡献率和累计贡献率（表1）和旋转后的因子载荷矩阵(表2)。
（1）因子提取：在主成分分析中，由表1可见，前2个因子 、 的特征值均大于1而且累计贡献率也达到了92.641%，即这两成分所包括的信息占原始变量所包含总信息的92.641%，而其余10个因子对方差影响很小。因此可以提取前两个因子作为主成分进行分析。
⑦在计算主成分得分和综合得分时，对缺损数据在计算时使用相邻数据的平均数作为补充。
（2）因子分析：表2旋转后的因子载荷矩阵是因子的相关系数，它表明每个因子包含原始指标信息量的比重。由表3可见，第一个因子在学龄儿童入学率 、人口自然增长率X6、科技活动人员数、诊疗人次X9、群众体育达标人数和粗文盲率上具有绝对值较大的载荷系数，这些指标反映了我国在自90年代开始的在卫生、计划生育、基础教育和科技普及等方面做出的努力已经取得一定的回报，尤其是在学龄儿童入学率和全民健身上取得了较好的收效。这表明第一个因子F1反映的是我国人口素质在政策影响下的综合因素。
第二个因子在平均每万人口中大学生数、婴儿死亡率、平均每万人口中中学生数、婴儿出生时预期寿命、城镇化率和入院人数具有绝对值较大的载荷系数，其中入院人数和平均每万人口中大学生数在中的载荷相对更大，分别为0.973和0.900，这是个体的身体素质和文化素质的重要表现。在考虑中的其它因素，本文认为因子反映的是人口素质的单个个体因素。
（3）标准化处理：利用相关系数矩阵中的数据，除以主成分相对应的特征值开平方根以后，便得到两个主成分中每个指标所对应的系数。根据这个系数给出如下的线性组合，即主成分表达式：
河海大学的河流泥沙运动力学属于江苏省重点学科，拥有一大批具有中高级技术职称的专门人才，建有大型试验厅4座，玻璃水槽20余条，可以观测记录水位、流速流向、含沙量、颗粒级配、淤积地形以及具有先进的多边界潮汐非恒定流数据采集、控制、监视系统和ADV三维流速测量系统。多年来，研究领域不断扩大，对水库、河道、流域、水利枢纽、工矿企业、河口海岸等方面的泥沙问题进行了较为深入的研究，形成了自己的特色，先后承担了“七五”、“八五”国家攻关及自然科学基金等项目，取得了一批成果，获得各类科技进步奖十余项，培养硕士、博士研究生30多名。
随着河海大学首批进入“211工程”，给本学科的发展带来了新的机遇和挑战。自1996年以来，学校逐步投入200多万元进行学科和实验室建设，至2000年，将建成一批较先进的实验设备，为本学科的进一步发展创造条件。
2.1降雨特性及雨蚀模拟
通过分析雨滴降落过程中的力学规律，从理论上导出了雨滴降落在任一高度时的速度计算公式，进而导出了雨滴的终速公式。该公式由陈国祥、姚文艺研究完成，提出了雨滴变形的概念，用于描述直径大于0.3mm的雨滴在降落过程中形状因子对落速的影响。得到的终速公式与国内外同类公式比较，具有较强的理论基础，形式简单，与实测资料吻合好，计算精度高。可用于计算雨滴终速，确定雨滴动能和设计人工模拟降雨装置。
汤立群在分析雨滴溅蚀规律的基础上，运用牛顿第二运动定律推导出雨滴对土粒的撞击力表达式和雨滴溅蚀量计算公式。该研究与以往成果相比，具有力学概念清楚，理论性强，又能反映影响雨蚀主要影响因素等特点，可用来计算天然降雨的溅蚀量。
因“211工程”建设，目前正在改造大型人工降雨水槽试验装置，使其成为能够模拟降雨溅蚀、坡面径流侵蚀和重力侵蚀的室内人工降雨装置，并开展这方面的研究。
2.2坡面流水力学
陈国祥等通过理论分析和室内人工降雨水槽试验，研究了坡面浅层均匀流和降雨产生的沿程变量流的流态和阻力规律，研究表明，坡面浅层流与通常的明渠流不同，降雨、坡度及床面糙度对水流阻力都有一定影响。降雨条件下的沿程变量流不存在通常意义的层流，而是“伪层流”。坡面浅层水流无论是均匀流还是沿程变量流的“层流”，其临界雷诺数均比天然河道水流的大。
在室内人工降雨水槽试验基础上，得到了降雨作用下坡面流的Darcy-Weisbach阻力系数关系式，成果具有坡度大，糙度高和雨强大等特点，公式的适用范围更广；李杰友等采用一维浅水波方程描述坡面流运动，并用运动波近似，通过四点隐式差分求其数值解，较好地解决了坡面流的模拟问题。
2.3流域侵蚀产沙模型
汤立群、陈国祥运用泥沙运动力学基本理论与方法，结合地理学、地貌学、土力学及水文学等学科知识，建立了具有物理过程基础的小流域产流产沙数学模型。该模型可模拟流域上任意时空分布的水流泥沙过程，为小流域开展综合治理规划提供科学的决策依据；针对黄河中游复杂的地形地貌条件和径流泥沙过程，通过力学分析和数学推导，建立了适用于大中流域长系列径流泥沙模拟的物理概念模型，突破了物理概念模型难以在大中流域上应用的难点。该模型在“八五”攻关研究中被用来模拟大理河流域长系列的产流产沙过程，在水保效益计算的基础上，进行了水沙变化原因分析。
另外，包为民提出了简单的概念性坡面汇沙、沟道汇沙模式，与坡面、沟道产沙公式一起构成了流域产汇流、产输沙的耦合模拟物理概念模型。该模型已在黄河中游地区十多个流域上得到应用。
2.4水土保持减水减沙计算方法研究
传统的水保效益计算方法有水文法和水保法两种，在指导我国水土保持规划与效益评价中发挥了重要的作用，但也存在不足。在“八五”攻关项目的研究中，我校汤立群等建立并提出了用模型法计算水土保持减水减沙效益，分析水沙变化之原因，取得了良好的效果。
但模型法属于总量评价，不能区分各项水保措施的减水减沙效益。今后的研究是如何应用模型法对水保效益进行分离评估，以便切实有效地指导小流域综合治理的规划设计。
3泥沙基本理论研究
3.1推移质对流速分布和阻力的影响研究
陈国祥在国家教委博士点基金的资助下，开展了推移质对流速分布和阻力的影响试验研究。研究表明：动床输送推移质水流的流速分布受床面粗糙程度、床沙中孔隙流、推移质运动及推移质运动后床面边界条件变化的综合影响。推移质的存在使水流流速分布在整个水深范围内卡门常数减小，水流底部流速偏小于对数规律；而床沙中孔隙流及推移质运动后床面边界条件的变化则使底部流速偏大于对数规律。通过试验和一定理论推导，提出了可反映推移质运动影响的定床输沙水流、动床输沙水流的流速分布和阻力公式。
3.2明渠紊流结构及其对泥沙输运的作用研究
卞华等在水利水电基金的资助下，分别采用不同单元断面如方形、半圆柱形和三角形的人工加糙，对明渠二维加糙水流的阻力特性进行了系统的试验研究，得到随着加糙间距的增大阻力增大，至λ/Ks=8时，阻力达最大值，其后，随λ/Ks的增大而减小，并总结出水流阻力因子的表达式。
毛野等在国家自然科学基金的资助下，开展了明渠紊流拟序结构对泥沙输运的作用研究，该课题尚属泥沙研究的前沿，以试验研究为主，将定床和动床相结合，采用图象显示技术与计算机图象处理技术相结合的全流场测试系统，研究床面形态不同时紊流拟序结构的特点和对泥沙输运的作用，成果具有重要意义。
4泥沙数学模拟
我校泥沙数学模型包括一维、二维和三维，研究对象主要有河流、航道、水库、港口、码头、河口海岸等，求解方法主要有有限差分法、有限元法、有限分析法等，其中有限差分解法有ADI法、控制体积法、破开算子法等几种。
一维泥沙数学模型用来解决长河段长时段的泥沙运动和河床演变问题，应用比较广泛，也比较成熟，可以取代实体模型试验，大大节省人力物力。汤立群、陈界仁运用一维模型对白沙水库泥沙淤积和取水方案进行了计算，在长河段的赣江航道整治工程一维计算中，也发挥了较好的作用。
二维泥沙数学模型发展迅速，在生产上得到了广泛应用，能较好地模拟水流结构和泥沙运动在平面上的分布规律，经常与实体模型耦合运用，相互印证，相互提供边界，在某些场合下，部分地取代了实体模型，取得了极大的经济效益，也促进了泥沙基本理论的研究。比如，汤立群、金忠青等用拟合坐标生成了正交曲线网格，运用“露滩冻结”技术解决动边界问题，考虑了床沙级配的分层记忆和床沙质与冲泻质的划分，通过分组解决非均匀沙的挟沙能力表达式，在水流输运及分组含沙量输运方程的离散过程中，采用守衡性较好的控制体积法和SIMPLEC计算程式，建立了k-ε双方程紊流泥沙数学模型，较好地模拟了内河恒定流和潮汐河口非恒定流过程以及河床的冲淤变化，特别在航道整治工程方案优化计算中取得良好效果。张长宽、张东生等基于长期波浪序列的沙质海岸，建立了河床演变数学模型，对海区波浪、潮流和海岸演变进行了模拟计算。
三维泥沙数模中，要以水流数值模拟研究为多，成果也相对成熟些，同时，三维泥沙数值模拟也取得了初步成果。比如，刘子龙、王船海等利用破开算子法对长江口三维水流过程进行了有效的模拟。严恺、周华君对长江口浑浊带特性进行了研究，在此基础上，建立了三维拟合坐标下的水流泥沙数学模型。陈国祥、陈界仁对国内外三维泥沙数模研究进行了分析比较和综述，提出三维泥沙数模研究的必要性和迫切性。
5河工模型试验研究
5.1水利枢纽泥沙
我校70年代以来，一直坚持本课题的理论分析和试验研究，近十年的研究主要包括：库区淤积对防洪、发电和航运的影响；坝前淤积与枢纽布置的关系；引航道和取水口淤积及防淤措施；坝下游河道冲刷演变及对航道的影响；水工枢纽如引水枢纽、地涵泥沙问题等，代表性的课题有“新疆乌鲁瓦提水库泥沙模型试验研究”、“废黄河地涵整体泥沙模型试验”等近十项。
5.2河道泥沙
主要针对河道治理、河床演变、港口航道、河口泥沙、码头抗冲防淤措施等方面的工作进行研究。在航道整治中，多年来结合生产需要对丁、顺坝等整治建筑物作用下的水力学问题进行了系统试验研究，包括实体丁坝及网坝的不同坝长、坝高、坝间距、坝与水流交角等情况下的水面形态和平面流场的研究，取得的成果为我国东南各省的水利工程及航道整治作出了贡献，受到工程单位的好评，代表性的课题有“珠江莲沙容水道八塘尾航道整治模型试检研究”，“赣江南昌河段航道整治动床模型试验研究”，“闽江围垦航道整治”等十余项。
5.3工业取排水口泥沙防治
近10年来，我校与华东、西北等多家电力设计院合作，通过现场调查与模型试验相结合等方法，提出了一种新的曲线河床式取水口，充分利用山区河流上常见的卡口、矶头附近的深潭河段，准确地确定取水口位置。与此同时，对下游河口段也进行了较全面的研究，提出掌握主流变化规律，根据河势避开暗沙运动范围，利用深水区，配合合理的进出水口平面布置等措施取得成功。由于在河口、海湾等取水口的选址和防沙问题上积累了比较丰富的经验，从而能在大亚湾核电站取水口研究中作出重大贡献，获国家科技进步一等奖。如“上海石洞口电厂排水口动床物模研究”，“漳平电厂扩建工程取水口局部动床模型试验研究”和“黄埔电厂浪沙回淤试验研究”等。
6量测技术及测控系统研究
近10年来，我校不仅在泥沙基础理论及生产问题的研究中取得了一定成绩，同时通过多年泥沙研究工作的实践，还开发研制成功诸多用于泥沙研究的仪器设备，如：NSY-1型光电颗分仪；NSY-2型宽域粒度分析仪；光电反射式地形仪；自动往复推移质加沙机；大型实体模型试验计算机全流场图象测速分析系统；多边界潮汐非恒定流数据自动采集、控制、监视系统。这些仪器及系统的研制为研究课题成果质量提供了保证，部分仪器设备处于国内领先水平。
6.1光电反射式地形仪
针对已有地形仪(光电对射式、电阻式、超声波式、测针或钢尺)会破坏测点地形，产生的误差大等问题，唐洪武、李瑾等研制出光电反射式地形仪，该仪器在测量过程中探头不必插入泥沙界面，也能对1mm厚度以下的淤积层进行测量，光电反射式传感器自身理论控制精度可达0.01mm，不受外界光的干扰，还可进一步推广应用于测压管水位的测量，尤其在微压变化情况下使用，更显其优越性。
6.2大型实体模型计算机全流场图象测速分析系统
近10年来，先后开发出CCD氢泡低流速测量系统、粒子图象测量系统和用于大型实体模型研究的图象测速分析系统。CCD氢泡低流速测量系统是在传统的氢泡测量的基础上，引入CCD面阵摄象技术，通过计算机进行氢泡图象自动采集、处理与分析，做到准实时，减少了人工工作量；粒子图象测量系统的特点是操作方便，设备成本低，约为国外进口设备的1/10，工作环境要求不高，独创之处是将微光象增强技术和声光调制技术引用至该系统，使该系统实现在低功率连续激光照明条件下，满足高清晰度、测速变化范围大的要求，已用于多项国家基金、纵向、横向科研课题中，取得明显的社会经济效益；工程实体模型图象测速分析系统，则是针对工程模型的特点，特别是浑水泥沙模型中流速场的测量困难而提出的，其特点是可实现记录整个模型现场，不需要录象机参与就可以实现多幅画面的拼接，流速测量精度高(5‰级)，系统的分析软件功能强。代表性成果有唐洪武等完成的“数字图象技术在双射流混合流场中的应用”和“数字图象测速技术及在进水口漩涡流场中的应用研究”等。
6.3多边界潮汐非恒定流数据自动采集、控制、监视系统
多年来通过河工模型工作实践，在学校“211工程”建设资助下，徐夕荣，周汝盛等完成了多边界潮汐非恒定流数据自动采集、控制、监视系统。该系统运用PID原理自动调节尾门，能准确模拟各边界的水位和流量过程，同时检测64个测量流速，32个测站水位和32路模拟量输入(如含沙量等)。各测量数据可随时从计算机显示器上观看，并打印输出。为配合自动控制系统的运行，还在该系统上配上监视系统，工作人员可在与模型现场隔离的控制室内对模型的运行过程进行监视、录象，遇有紧急情况还可随时通过话筒通知模型现场工作人员，因此该系统的成功应用，不仅提高模型试验成果的质量，还节省了大量人力和物力。
6.4河流泥沙颗分仪
卢永生等自1977年开始研究河流泥沙颗分仪，先后研制出(1)GDY-1型光电颗分仪；(2)NSY-1型光电颗分仪；(3)NSY-2型宽域粒度分析仪。三种仪器共推广约150台。NSY-2型宽域粒度分析仪于1990年通过水利部鉴定，创新之处在于：(1)使用长管浑匀沉降原理进行颗粒分选，使仪器和传统的水沉法具有可比性；(3)用IBM计算机完成采样、绘图任务，实现量测自动化。
7水流泥沙运动的多媒体动态演示
水流泥沙运动和河床演变过程贯穿于一个动字，特别适合于用多媒体进行动态和过程的描述。但如何把水流泥沙模拟过程中大量枯燥的数据、图表以生动、活泼、直观、友好的方式表现出来，并不是一件易事，这是泥沙研究工作者为之努力的方向之一。
7.1水流泥沙运动过程动态演示系统
该系统就是把水流泥沙运动状况或河床边界的变化过程，在计算机屏幕上逼真地表现出来。近年来，我校在这方面进行了尝试。纪元、张东生研制完成了南中国海潮波传播的动态变化，污染物质扩散过程的动态变化，热污染温度场的动态变化；金忠青、王玲玲等研制出三峡库区三维地形俯视动态系统，汤立群、王加虎等完成了潮汐河口潮位动态变化和潮流仿真动态演示系统等。
关键词：山西省；人口发展；经济状况；相关性分析
中图分类号：F127文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）04-0114-03
引言
人口发展是指以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，全面落实科学发展观，按照构建和谐社会的要求，坚持计划生育基本国策，坚持稳定低生育水平，坚持统筹解决人口数量、质量、结构与分布问题，坚持以人为本，关注人口安全，转变发展观念，创新发展模式，提高发展质量，促进人口与经济社会资源环境协调可持续发展。在人口发展中第一坚持人口与经济社会发展综合决策。第二坚持稳定现行生育政策，继续鼓励公民晚婚晚育。第三坚持综合治理人口问题。第四坚持整体推进与分类指导相结合。全面推进综合改革、新机制和优质服务建设，提升人口和计划生育工作整体水平。实行区别对待，分类指导，继续把工作重点放在农村和城市社区。统筹各个地方的人口发展，形成各有计划生育工作重点，人口发展优势互补、良性互动，人口发展与区域环境资源承载力和开发潜力相适应的合理的区域人口发展格局。
在遵循上述原则的前提下，综合考虑各方面的因素，本文采取的技术路线如下：选取指标因子分析综合得分发展对策。
一、人口发展的分析
（一）指标及数据的选取
人口发展的指标体系中应包括人口系统和经济系统两方面的指标。人口系统的指标体系应包括人口数量、人口质量和人口结构等方面的指标。经济系统的指标应包括影响经济发展的主要要素。本文遵循指标选取过程中坚持科学性与实用性相结合等原则，选取了2007年的山西11个地级市人口与经济发展指标数据，对其人口与经济发展状况进行综合评价。本文所采用的人口指标和经济指标的有关数据来源于2007年《山西省统计年鉴》。
表1 山西省人口发展指标体系
（二）因子分析
1.对人口主成分的分析。根据人口系统指标的数据，运用SPSS软件计算各个标准变量的特征值、方差贡献和累计方差贡献率，它们的累计方差贡献率达到92.475%，基本上保留了原来的信息，而因子由11个减少为3个，故提取了3个主成分因子。被提取的3个主成分可以基本上反映全部指标的信息，因此，接下来将用3个新变量来代替原来的11个变量。
根据上面的因子载荷矩阵表可以看出，在人口指标体系中，主成分1是一个非常重要的因子，在第三产业、非农业人口、信息业从业人员、高校教师学生上具有较大载荷。这说明第一主成分因子主要反映人口素质以及人的文化水平和受教育程度；主成分2与年末总人口有很大正相关，是一个表征总人口的综合因子；主成分3在人口自然增长率上具有很大的载荷，反映的是人口的增长状况。
表2人口主成分的因子载荷矩阵
2.对经济主成分的分析。根据经济系统指标的数据，运用SPSS软件计算各个标准变量的特征值、方差贡献和累计方差贡献率，它们的累计方差贡献率达到89.032%，基本上保留了原来的信息，而因子由8个减少为2个，故提取了2个主成分因子。被提取的2个主成分可以基本上反映全部指标的信息，因此，接下来将用2个新变量来代替原来的8个变量。
表3经济主成分的因子载荷矩阵
在社会经济指标体系中，两个公共因子包含了全部数据89.032%的信息。主成分1在城乡居民储蓄年末余额、地区生产总值、地方财政收入上具有较大的载荷，因此这一主成分反映的是收入情况。主成分2在第二产业比重上具有很大的载荷。这说明第二主成分在一定程度上代表工业化水平。
二、综合得分
运用计算出的社会经济和人口的因子得分，再以各因子的方差贡献率占三个因子总方差贡献率的比重作为权重进行加权汇总，计算出各市人口系统和经济系统的综合得分。
1.从各个城市综合评价得分角度分析，不同城市的人口和经济发展状况存在着明显的差异。太原、临汾这两个城市两个系统得分均较高，太原人口系统排名居第一，主要原因是太原市是山西省省会，人口密度大，人力资源丰富，高校众多，人口素质普遍较高。临汾的人口系统得分紧随其后，临汾作为尧都，文化源远流长，并且是山西师范大学所在地，高素质人口比重较大。同时太原和临汾的经济排名也居前两位，原因不难看出，太原作为山西省省会城市，得到政府的大力支持，同时各种重要企业也布局在那里，接近消费市场。临汾煤炭资源丰富，重工业比较发达，由此得出这两个城市人口与经济协调发展的良性互动基本形成。运城、朔州、大同、长治这四个城市人口与经济系统综合评价得分排名位于山西省各市的中等水平，人口系统与经济系统比较协调。晋城、晋中、忻州、吕梁人口系统和经济系统的综合得分排名差异较大，晋城、吕梁的经济排名均高于人口排名，这说明这两个城市的人口在经济发展方面有一定的滞后性，人口的发展不能有力的推动经济的发展。因此有必要提高人口素质，晋中和忻州的人口排名均高于经济排名，这说明这两个城市的人口优势并没有完全发挥到经济建设中。人口促进经济发展机制不健全。阳泉市的人口系统和经济系统的综合评价得分均排在最后。这个城市在教育方面不发达，没有一个本科院校。经济的发展以重工业为主，发展水平不高。
2.从人口和经济两方面分析，人口系统和经济系统具有一定的相关性，人口系统排名前两位的是太原和临汾，经济系统综合得分排前两位的也是太原和临汾。而人口系统和经济系统综合得分最后一位的是阳泉。由此可见，人口系统和经济系统综合排名靠前和靠后的城市一样。这说明人口系统和经济系统具有相关性，人口系统和经济系统是一个相互联系的有机体，山西各市的人口发展状况和经济发展水平基本一致。人口是影响经济发展的一个指标，人口的质量和素质在经济发展中至关重要。丰富的人力资源和高素质的人才聚集到一个城市，会带动一个城市经济的发展。同时一个城市的经济发展水平的高低也决定高素质人才的流向。一个城市经济实力雄厚，它会把更多的资金用于引进人才同时也创造一个人才的创新发展平台。
三、山西省人口和经济协调发展的对策
（一）继续实行计划生育工作，保证经济持续增长
从上面的分析得出，晋中和忻州在第二主成分和第三主成分上占的比重都比较大，反映了它们的总人口数量大、人口增长速度快，同时，从表中可看出它的经济发展水平也相对落后。从上面的分析我们能够得出，人口的数量在一定程度上影响经济的发展。因此中国要实行计划生育政策以控制人口数量，这样在一定程度上缓解了资源压力、就业压力和环境压力，从而带动经济的发展。显然，如果不实行计划生育，山西省部分市实际人口与适度人口的差距会进一步加大，这样会给山西各市的经济发展带来巨大的压力。计划生育这些年取得的巨大成效已为我们制定经济发展战略提供了基础，山西省部分市的人口数量庞大，并且人口的自然增长率也比较高，这就要求我们应继续实行计划生育政策。
（二）发展教育事业，提高全民素质
从上面的分析中可以看出，阳泉在第一主成分上的比重很小，反映了它的文化水平比较低，同时从分析的结果可以看出它的经济发展水平比较低。由此，我们不难看出人口素质和经济发展水平存在着一定的正相关性。所以我们要通过发展教育来带动经济的增长。教育是一个国家发展的根本，也是一个城市发展的根本。一个城市的教育水平越高其人口素质越高，经济发展水平也就越高。同时经济的发展会大大提高对教育的投入，教育水平与经济发展形成良性互动关系，更好的作用于城市建设中。
参考文献：
[1]张保华.山西经济与人口协调发展的关系研究[J].晋阳学刊，2006，(1):55.
[2]王小梅.青海的经济发展与人口的文化素质[J].Northwest Population Journal，1998，(1).
[3]白燕，祁永安.甘肃省经济系统与人口系统协调发展研究[J].天水行政学院学报，2009，(4).
[4]郭海阳.西部城市人口与经济发展的相关性分析[D].西安：西北大学，2009：28-39.
The Correlation Analysis of Population Development and Economic in Shanxi Province
ZHANG Jing-yan
（Institute of Urban and Environment Science ，Shanxi Normal University ，Linfen 041000，China）
1对象与方法
1.1研究对象
参考相关文献资料，根据以往研究经验，本研究主要依据样本含量为调查条目的10～20倍的原则对研究对象样本量大小进行估计。本研究中所采用的调查问卷共包含68个条目（其中艾森克人格问卷包含48个条目，一般健康问卷包含20个条目），按照调查条目15倍的原则，共需要调查1020人（68×15＝1020人）。考虑到调查问卷具有一定的不合格率，故拟调查1050人。以潍坊医学院在校医学生为研究对象，采用分层整群抽样方法，以年级为层、以班级为群，从一年级、二年级、三年级各随机抽取6个班，对随机抽取的18个班级的全体同学进行问卷调查，共调查1050名医学生。本研究共发放问卷1050份，收回1050份，回收率100%。对收回的问卷进行审核后得有效问卷972份，有效率为92.6%。
1.2研究方法
1.2.1调查工具本次研究所用的调查工具有：（1）艾森克人格问卷简式量表中国版（EysenckPersonalityQuestionnaire-Revised，ShortScaleforChinese，EPQ-RSC）［3］，该量表包括精神质（Psychoticism，P）、外向性（Extraversion，E）、神经质（Neurocicism，N）和社会掩饰性（Lie，L）4个分量表，各量表12个条目，共有48个条目。其中第2、6、18、26、28、35、43、27、8、12、20、24、29、33、37、40和47条目反向计分，其他条目正向计分。4个分量表的信度在0.54～0.88之间。（2）一般健康问卷（Generalhealthquestionnaire，GHQ-20）［4］，该问卷共包含20个条目，均为“是否式”选择题。除第7题和第10题反向计分外，其他题目选“是”得1分，选“否”得0分。一般健康问卷包括自我肯定、忧郁和焦虑3个维度。其中1～9条目反映个体自我肯定的内容，得分越高，表明被测个体自我肯定程度越高；10～15条目反映个体忧郁状况，得分越高，个体忧郁程度越高；16～20条目反映个体的焦虑状况，得分越高，被测个体的焦虑状况越明显。
1.2.2调查方法资料收集前集中培训调查员，统一施测调查程序和指导语。问卷调查在学生知情同意的情况下，采用不记名方式，以班级为单位进行集体测试，现场填答完毕后收回问卷。
1.3统计分析
应用EpiData3.1软件双份录入数据构建数据库并进行逻辑查错，采用SPSS13.0及SAS9.2统计软件进行统计分析。采用构成比、均数、标准差等指标对数据进行描述性统计；采用t检验或方差分析方法对医学生人格特质及心理健康状况得分情况进行比较分析；采用典型相关（Canonicalcorrelation）分析方法分析医学生人格特质与健康状况之间的关系。典型相关分析是一种研究两组变量相关关系的统计学方法。典型相关分析根据变量间的相关关系，寻找少数几个关系简单的综合变量对，将两组变量的关系集中到少数几对综合变量的关系上。若典型变量对为Vi与Wi，其线性组合公式表达如下：Vi＝lilX1+li2X2+…+lipXpWi＝lilY1+li2Y2+…+lipYp其中Vi与Wi之间的典型相关系数为ρi。当i＝1时，V1与W1为第一对典型变量，它们之间的相关系数为第一典型相关系数，依次类推。一般要求ρ1≥ρ2≥ρ3≥…。本研究中对典型相关系数进行假设检验时，其检验水准α取0.05［5］。
2结果
2.1一般情况
本次调查的972名医学生中，男生386人，占39.7%，女生586人，占60.3%。大一、大二、大三的学生分别有340人（35.0%）、334人（34.4%）、298人（30.7%）。生源地为城市的292人（30.0%），生源地为农村的680人（70.0%）。独生子女326人（34.6%），非独生子女人636人，占65.4%。大多数学生（82.3%）的家庭经济情况呈中等水平。
2.2医学生人格特质及心理健康状况得分情况
本次研究结果显示，医学生人格特质中得分从高到低依次为外向性（7.99±2.24）分、精神质（7.01±1.31）分、社会掩饰性（6.57±1.86）分和神经质（5.22±3.10）分，4种人格特质的得分不同（F＝129.861，P＜0.0001）。医学生心理健康状况得分情况如下：自我肯定（4.99±1.80）分，忧虑（1.57±1.02）分，焦虑（1.46±1.50）分，三者得分情况有统计学差异（F＝897.515，P＜0.0001）。
2.3医学生人格特质与全国人口比例构成的EPQ-RSC常模比较
对不同性别医学生人格特质的4个分量表与全国人口比例构成的EPQ-RSC常模进行比较。比较结果显示，男性医学生人格特质4个分量表与常模比较差异均有统计学意义（P＜0.05）；女性医学生4个维度人格特质中，除掩饰维度得分与常模之间差异无统计学意义外，其他维度差异均有统计学意义（P＜0.001），具体分析结果见表1。2.4医学生人格特质与健康状况典型相关分析2.4.1典型变量及其相关系数检验结果医学生人格特质与健康状况的典型相关分析结果见表2。由表2可知，第一、二对典型变量的相关系数有统计学意义，分别为0.6140和0.2334，其中第一对典型变量包含了全部相关信息的90.07%，第二对典型变量包含全部相关信息的8.97%，表明人格特质组与健康状况组可以由这2对典型变量表示。第三对典型变量的相关系数较小，无统计学意义。以X1，X2，X3和X4分别表示精神质、外向性、神经质和社会掩饰性4种人格特质；以Y1，Y2和Y3分别表示自我肯定、忧虑和焦虑3种心理健康状况。则第一、二对典型变量的线性组合表示为：第一对典型变量：V1＝0.1173X1-0.4140X2+0.8050X3+01110X4W1＝-0.3510Y1+0.2099Y2+0.7600Y3第二对典型变量：V2＝0.4110X1+0.8001X2+0.4032X3-0.4410X4W2＝0.9264Y1+0.5901Y2+0.1573Y3由以上2对典型变量可知，医学生人格特质主要体现在神经质（X3）和外向性（X2）2个方面，系数分别为0.8050和0.8001；而心理健康状况主要体现在焦虑（Y3）和自我肯定（Y1）2个方面，系数分别为0.7600和0.9264。2.4.2各变量与典型变量间的相关分析各变量与两对典型变量间的相关关系分析结果见表3。由表3可知，各指标与2对典型变量的关系如下：（1）各X变量与V1和V2的关系：X3（神经质）与V1的相关性最大，相关系数为0.8997；X2（外向性）与V2的相关性最大，相关系数为0.7145，说明神经质和外向性包含人格特质的信息量较多，是反映人格特质的主要指标。（2）各Y变量与V1和V2的关系：Y3（焦虑）与V1的相关性较大，相关系数为0.5559，说明焦虑包含医学生心理健康状况的信息量较多。（3）各X变量与W1和W2的关系：X3（神经质）与的相关性最大，相关系数为0.5524，说明神经质人格与医学生心理健康状况关系密切。人格特质4个变量（X）中只有X2（外向性）与W2有关系（P＜0.01）。（4）各Y变量与W1和W2的关系：Y3（焦虑）与W1的相关性最大，相关系数为0.9053；Y1（自我肯定）与W2的相关性最大，相关系数为0.7616，说明焦虑和自我肯定包含健康状况的信息量较多。2.4.3典型变量间的冗余度分析典型冗余分析结果显示：人格特质的变异有13.15%被健康状况典型变量组所解释；健康状况的变异有20.04%被人格特质的典型变量组所解释，表明人格特质对健康状况的影响作用大于健康状况对人格特质的作用。
3讨论
关键词：人民币升值 进出口贸易额 回归分析 对策
改革开放多年来，我国经济迅猛发展，尤其在加入世界贸易组织后，我国经济已经成为世界经济的重要组成部分，与世界经济的联系越来越密切。据“海关统计资讯网”的统计数据，2012年我国出口贸易总金额2.05万亿美元。出口贸易的增长使国内的外汇储备顺差不断上升，美国等西方国家一致强烈要求人民币升值。在人民币升值的情况下，鉴于出口贸易作为我国经济发展的动力之一，对我国经济增长具有重要意义，人民币升值对进出口贸易的影响亦引起了国内外学者和业界的广泛关注。本文将通过构建计量经济学模型，实证探讨人民币汇率升值对我国进出口贸易的影响。
一、人民币兑美元汇率变动趋势
美国作为当今世界上最大的经济体，它在全球经济中的领导地位短期内没有任何国家或经济体能够撼动，这也使美元成为国际上流通最广泛和被认可的货币，因此任何一个国家货币相对美元汇率的变动将会对一个国家的经济带来很大的影响。人民币汇率在一段时间内盯住单一美元，汇率在相对长的一段时间内变动不大。自2005年7月21日人民币汇率改革以来，人民币对美元持续升值，截至2012年12月，累计升值22.36%，图1是2005年1月-2012年12月人民币平均汇率的走势曲线图，单位为1美元兑换的人民币数值。
从图1我们可以看出，2005年7月21日人民币汇率改革以来，人民币对美元汇率的变化总体趋势为升值态势。第一时期是2005年7月-2008年7月。2005年7月21日，中国人民银行宣布实行以市场供求为基础，参考一揽子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，该阶段人民币对美元持续升值，连续突破1美元兑换8元人民币和1美元兑换7元人民币两个整数位，累计升值16%，平均每年升值5%。第二时期是2008年8月-2010年5月。该阶段人民币对美元汇率相对稳定，基本维持在1美元兑换6.82元人民币水平上下浮动，汇率振荡不大。第三时期是2010年6月-2012年12月。全球经济危机得到有效缓解，美国等主要发达资本主义国家经济也开始复苏，我国出口迅速恢复到经济危机之前的水平，人民币汇率改革重新启动，人民币汇率弹性明显增强，但总体趋势是升值。
二、人民币汇率升值对我国进出口贸易额影响的实证分析
弹性分析理论认为，汇率水平的调整是调节国际收支不平衡的基本手段，在符合“马歇尔―勒纳”条件时，货币贬值具有促进出口、抑制进口的作用；相反，货币升值具有促进进口、抑制出口的作用。本文依据弹性分析理论，基于人民币汇率变动对我国进出口的影响能满足“马歇尔―勒纳”条件，同时根据人民币汇率升值对进出口的影响原理，实证分析以下两个假设：一是人民币汇率升值与进口贸易呈正向相关关系。人民币升值国外产品的价格相对下降，因此我国进口额增加。二是人民币汇率升值与出口贸易呈负向相关关系。人民币升值会提高出口产品在国际市场上的相对价格，削弱了我国产品的国际竞争力。因此相应地使得我国产品的出口骤降。采用2005年1月-2012年12月的进出口统计数据和人民币汇率进行实证检验。利用人民币汇率时间序列数据及外贸进出口额，通过计量经济学方法来验证上述假设。产品进出口贸易额数据来源于中华人民共和国海关网，人民币兑美元汇率数据来源于中国人民银行网公布的汇率中间价。
（一）人民币汇率变动与我国进出口额的相关分析。一般来说，本币汇率下降，即本币对外币的比值降低，能起到促进出口、抑制进口的作用；若本币汇率上升，即本币对外币的比值上升，则有利于进口，不利于出口。我们利用2005-2012年我国进口额和出口额统计表来进行分析说明。
从图2可以看出，人民币兑美元名义汇率不断下降，即人民币不断升值，我国的进口额也呈现上升的趋势。另一方面，人民币升值后，将会对我国的出口产生一定的抑制作用，但我国的出口额也呈现着上升的趋势。
从图3和图4可以看出，人民币兑美元名义汇率分别与进口额和出口额存在着线性关系。为进一步说明线性相关程度，建立如下的回归模型：
Y1=aX+c1
Y2=aX+c2
Y1表示进口额，Y2表示出口额，X表示人民币汇率；即分析各变量的变动关系。通过SPSS 17进行相关性分析，计算相关系数均为r=0.991。根据汇率与进出口贸易额的关系图及计量经济学统计软件分析结果，人民币汇率变动与进出口额相关性显著（见表1）。
（二）人民币名义汇率与进出口额之间的回归分析。利用SPSS 17统计软件，首先对进口额与人民币兑美元汇率进行回归分析，得出结果如下：
Y1=51 371.447-5 533.357X （方程1）
从方程1可以看出，模型的线性关系较强，进口额与人民币兑美元汇率呈现出一种关系紧密的正相关性，这一线性回归方程式说明：人民币名义汇率每升值一个单位，进口额增加5 533.357亿美元，从实证分析结果来看，研究假设1成立，人民币汇率升值使进口额显著增加。
同理，再利用SPSS 17统计软件，进行出口额与人民币兑美元汇率的回归分析，得出结果如下：
Y2=55 435.159- 5 822.093X（方程2）
方程2表明模型的线性关系较强。出口额与人民币兑美元汇率呈现出一种关系紧密的正相关性，这一线性回归方程式说明：人民币名义汇率每升值一个单位，出口额增加5 822.093亿美元，从实证分析结果来看，研究假设2不成立，人民币汇率升值使出口贸易额也呈现增加趋势。
（三）人民币汇率与出口额增长率之间的分析。从以上实证分析结果来看，研究假设2不成立，人民币汇率升值使得出口贸易额也呈现增加趋势。为进一步分析人民币汇率升值与出口贸易额的关系，本文对人民币汇率升值对我国出口贸易额增长率进行分析（见表2）。
由于经济危机影响，造成2009年贸易额明显降低，本文对数据进行修正，剔除2009年数据，分析结果如下页图5。
从图5结果看，在我国经济持续增长的情况下，出口贸易额增长速度呈现总体下降趋势，说明人民币升值后，尽管出口贸易额短期内持续增加，但从长远看人民币升值对我国出口贸易起到抑制作用。
通过构建计量经济学模型，以人民币汇率和进出口贸易统计数据为基础进行研究，结果表明，研究假说1成立，研究假说2不成立。即人民币汇率升值已导致进口显著增加，但短期内尚未对出口贸易造成显著的不利影响。毋庸置疑，面对人民币汇率不断升值的态势，从长期来看我国的出口贸易必然会受到很大的负面影响。
三、对人民币汇率变动影响的对策建议
（一）加强成本控制，保证国际市场份额。进出口贸易是加快经济发展的必要条件，利润是贸易永恒的追求目标，但市场是实现利润的载体。在人民币汇率升值在市场和利润不可兼得的情况下，应坚持要市场，而不要拘泥于一时的利益得失。只有市场在，才会存在发展的转机，在汇率升值影响利润危及市场时应坚持宁可一时利润受损，也要千方百计保住市场的原则。在保证质量的基础上不断降低出口成本。通过降低出口成本，努力化解汇率升值造成的利润损失。从原材料选购到生产、加工、包装、运输直至出口全过程的每个环节都要强化管理，精打细算，节约挖潜，把成本费用降至最低。需要注意的是，在降低成本的同时不能忽视产品质量的保证，这样才有可能在市场竞争中取得优势。
（二）调整产业结构，促进产业升级。我国外贸出口企业以中小型企业为主，很多企业都处在求生存的阶段，缺乏品牌长远规划，出口产品大多以低价取胜。在人民币升值的背景下，许多缺乏竞争力的中小企业因抵抗风险能力弱而纷纷倒闭，大大降低了国内出口，出口企业要加大技改投入，加快产品升级换代，努力提高产品质量和附加值，减少价低利薄的低档次产品出口，扩大质量效益和有自有品牌的产品出口，提高出口产品的综合竞争力，走差异化、品牌化之路。人民币升值有可能迫使一些企业进行产品的升级换代，从质量上和品牌上提升出口竞争力，在这段期间内，企业的管理者和决策者应该制定出与经济政策变动相适应的生产、销售、研发策略，合理利用国内和国际市场两种资源，优化产业结构，加快企业创新，增加对工作人员的技术培训，提高企业抗风险的能力，实现制造业的整合和现代化，使人民币升值对出口贸易的不利影响最小化，同时，随着劳动力成本和其他管理成本的提高，简单劳动密集型生产的加工企业逐渐丧失了比较优势，企业决策者应该抓住机遇，把资金、技术、土地、人力资源用于具有高竞争力产业的发展上，促进出口产业结构转型和技术升级，转变外贸增长方式。
（三）转变我国发展战略，由外向型向内需型转变。人民币升值会加速我国的通货紧缩，减少经济增长，增加失业压力。通货紧缩给进出口企业的融资和国内需求都将带来负面影响。而人民币升值从长期来看，会迫使我国出口规模收缩，加大国内就业压力。我国出口企业应积极调整市场战略，在积极发展对外贸易的同时，也要努力开拓国内市场，刺激国内需求，减少对外贸出口的依赖，以弥补人民币升值对出口抑制的损失。作为世界上人口最多、最大的发展中国家，单纯的依靠出口导向的外向型发展战略是非常危险的，过度的依赖国际市场，很容易受到国际市场的冲击，影响经济的可持续发展。因此我们要实施扩大内需的政策来拉动我国经济的稳定发展，实现经济增长的又好又快发展。
（四）调整市场营销策略，灵活选择结汇币种。根据不同的出口地区，可与外商协调，选择其他在国际市场流通且汇率稳定的币种作为结汇外币，如欧元、日元、英镑等，而不要单一盯美元一种外币，这也是国家建立弹性汇率体制所提倡的。因此，企业要注意培养积累懂外汇知识的专业人才，密切关注各币种汇率的变化，采取有效措施选择结汇外币品种，避免风险。J
参考文献：
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3.张军，李君君.基于中美贸易数据的人民币升值对中国出口贸易影响的实证研究[J].经济问题探索，2010，（2）.
4.李乐乐，王晓晴.人民币汇率变动对我国贸易的影响分析[J].国际商贸，2012，（11）.
5.中国人民银行网：.
6.海关统计资讯网：http：///customsstat.
作者简介：
关键词：老龄化；经济增长；VAR模型；实证研究；山东省
中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）33-0115-03
收稿日期：2013-09-25
作者简介：崔丽英（1987-），女，山东滨州人，硕士研究生，从事经济计量分析研究；陈晓卫（1967-），女，四川成都人，教授，博士，从事经济计量分析研究。
老龄化是指在一个国家或地区因人均预期寿命的不断延长而使老年人口在总人口中的比重上升和人口年龄构成老化的社会发展过程[1]。21世纪，人口老龄化已经成为世界性的人口问题，这种人口结构的变化正严重地影响着人类社会生活的每个方面[2]。
中国实行的计划生育政策带来的低生育率在短期内有效控制了人口的数量增长，同时，中国充足的劳动力资源和较高的储蓄率支撑了中国经济的飞速发展。但是，长期的计划生育引起了人口有机结构的改变，导致中国人口结构严重老化[3]。近年，作为世界上最大的发展中国家，中国的人口老龄化形势非常严峻[4-7]。2010年全国第六次人口普查显示，中国人口总数已达13.7亿，其中65岁及以上人口总数为1.19亿，占全国总人口的8.87%[8]。在发展中国家范围内，中国是人口老龄化最严重的国家。随着人口老龄化程度的不断加剧，社会对老年人的养老和医疗费用投入不断加大，社会养老、医疗卫生事业负担过重、家庭养老开支加大、劳动力资源出现地域性不足和结构性短缺，其势必会对中国的经济发展产生严重的影响 [9～10]。阎坤认为，人口老龄化导致劳动年龄人口比例下降和劳动力资源相对减少，劳动力内部年龄结构高龄化。到2020年，中国新增劳动力将会减少，劳动年龄人口高龄化，将会出现个别岗位空缺、部分资源闲置的问题[1]。因此，本文研究人口老龄化与经济增长之间的关系就更具社会价值和现实意义。
本文以山东省为例，基于经济计量VAR模型，通过Eviews计量分析软件，探讨人口老龄化与经济增长之间的定量关系。
一、山东省人口老龄化现状分析
随着中国社会经济和科学技术的迅速发展及进步，人民的生活水平在不断提高，医疗和卫生条件得到逐步改善，人口平均寿命逐渐延长，再加上计划生育政策的长期实施，老龄化人口数量剧增，人口趋于老龄化。山东省作为中国东部沿海的人口大省和经济大省，人口老龄化问题更不容忽视。2000年，山东省65岁及以上人口为730.85万，占全省人口总数的8.12%；2010年和2011年分别为9.84%、10%，高龄老人比重不断升高，2000年山东省老年人口中高龄老人占14.6%，2010年第六次人口普查数据为19.31%，而且各市高龄老人比重均超出全国平均水平，人口高龄化态势显著。
二、数据来源
研究人口老龄化的著述比较多，本文参考众多文献选取了地区人均生产总值（地区人均GDP）的增长率作为衡量经济增长的指标，老龄化人口比重作为度量人口老龄化水平的指标。文中数据均选自中国统计年鉴年度数据。
三、单位根过程和协整检验
VAR模型，即向量自回归（vector auto-regression）模型，是基于数据的统计性质建立模型，VAR 模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。VAR 模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响[11]。
通常的经济时间序列是非平稳的，为了避免对非平稳时间序列操作产生的伪回归问题，在进行回归分析前首先对变量序列进行平稳性检验，若不平稳，则要求变量间存在协整关系。两变量的趋势图（如图1所示）：
从上图变量的变化趋势中我们可以直观地看出人均GDP的增长率和老龄化人口比重两变量总体趋势上是平稳的。下面进一步通过ADF单位根检验来验证变量的平稳性。
ADF单位根检验的函数形式为：
Δyt=α+ηyt-1+■βiΔyt-1+υ t
原假设H0∶η=0，时间序列yt至少存在一个单位根，该序列为非平稳序列；H1即为序列平稳。检验结果（如下表所示）：
协整分析是判断不平稳序列间是否存在一致稳定的关系。首先用最小二乘估计（OLS）方法对回归方程χt=α+βyt+υ t进行估计，得到残差序列εt=χt-■-■yt，再用ADF法检验残差序列εt的平稳性。
从上表的结果看，两原始变量序列在5%的置信水平下是平稳序列。因此不需要再对两变量进行协整检验分析。
四、VAR模型的构建及检验
基于地区人均GDP增长率和老龄化人口比重构建向量自回归（VAR）模型，模型的滞后期结构确定准则检验结果如下表所示。根据相应的评价标准，从中我们可以看出在5个评价指标（LR、FPE、AIC、SC、HQ）中由AIC、SC、HQ都得出应该建立滞后2期的向量自回归模型。所以本文选择向量自回归（VAR）模型的滞后期的滞后期为2期，所以本文构建向量自回归VAR（2）模型。
利用已给数据对构建的VAR（2）模型进行最小二乘（OLS）估计，结果显示：AIC和SC两信息准则的计算结果都比较小，说明模型整体的解释力度较大；对模型进行AR根稳定性检验，检验结果（见图2）显示VAR（2）模型的单位根都在单位圆内，即模型是稳定的。
综上，我们的VAR（2）模型通得过稳定性检验，可以进一步进行脉冲响应分析。
五、脉冲响应分析和方差分解
脉冲响应函数是描述一个内生变量对误差冲击的反应。具体的说，它描述的是在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。
通过Eviews计量分析软件，绘制出经济增长（GDPZZL）和老龄化规模（LLHBZ）的脉冲响应函数图如下所示，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。
从上图我们可以直观地看出给GDPZZL（经济的发展）一个正向的冲击，会给LLHBZ（人口老龄化规模）带来正向的影响，然后逐渐减小趋于平稳；在首期GDPZZL（经济的发展）对LLHBZ（人口老龄化规模）的冲击没有做出响应，当期给LLHBZ（人口老龄化规模）一个正向的冲击，会对经济的发展产生正向的影响，并且在第二期达到最大，随后迅速减小趋于零。说明经济的发展促进老龄化的加剧，且老龄化的加剧也在一定的程度上引起经济的增长，但近期的作用都不大。
方差分解描述的是VAR模型中各变量的冲击对系统变量动态变化的相对重要性，主要思想是将系统的预测均方误差按其成因分解为自身冲击、其他变量冲击所构成的贡献率，从而了解各变量冲击对模型内生变量的相对重要性。为了分析老龄化规模对经济发展冲击作用的贡献大小，用Eviews做出经济发展方差分解的结果。
通过结果可以看出老龄化规模对经济发展的冲击在逐渐增大，在第9期达到最大值25%，且趋于平稳状态。可见老龄化规模的扩大的确在很大程度上影响经济的发展。
六、结论和建议
本文通过构建GDP增长率和人口老龄化规模之间的VAR（2）模型，并在此基础上进行了脉冲响应和方差分解分析，得出短期人口老龄化水平对社会经济的发展有潜在的负面影响、长期来看老龄化是社会经济高度发展的产物的结论。
人口老龄化规模的扩大导致劳动参与率降低、劳动力资源相对减少、老年人的养老及医疗费用需求增加和家庭养老开支加大等问题，这将严重制约社会经济的发展，而随着社会经济的发展，老龄化问题会愈加严重，因此，在发展社会经济的同时要把老龄化问题提到重要的位置。
由此提出以下几条政策建议：
1.要充分利用现有丰富劳动力所形成的“人口红利”，将高额的储蓄转化为投资，积累社会财富，为积极应对中国的老龄化打下坚实的物质基础。
2.制定弹性的退休年龄，对身体素质和业务素质较高的优秀老年人才实行延长退休年龄的政策。伯鲁母（Bloometal）的研究表明，年龄超过65岁人口的消费将超过收入。他们的消费需要外部的支持，这无疑增加了国家的负担。因此将那些过了退休年龄，但身体素质和业务素质依然很优秀的老年人继续留在工作岗位，让其继续放光发热，不仅为经济建设做出贡献，还减轻了政府的养老负担。
3.实施老年人口再就业政策，提高劳动参与率。经济繁荣在很大程度上依赖于国内劳动力的质量和规模，有研究显示50岁以上的人口将更倾向于依靠前半生的储蓄来支付开支，由此引发社会的资本存量下降，制约经济的发展。因此，社会给有能力的老年人提供力所能及的工作岗位，让其实现再就业。
参考文献：
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