我國(guó)人口出生率影響因素的計(jì)量分析

1、我國(guó)人口出生率影響因素的計(jì)量分析【摘要】除了GDP、受教育程度這些眾所周知的因素外，還有哪些變量能影響到我國(guó)人口出生率呢，本文從計(jì)量分析的視角出發(fā)，收集1990年至2011年的數(shù)據(jù)，采用最小二乘法做線性回歸，并對(duì)模型進(jìn)行多重共線性、自相關(guān)、異方差的檢驗(yàn)及修正，進(jìn)一步探討出生率受少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、人均GDP、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、高等教育比例的影響程度，并得出結(jié)論。AbstractAdditiontowell-knownfactorssuchasGDP,thelevelofeducation,whatvariablescanaffectthebirthrateinChina?Fromthepe

2、rspectiveofeconometricanalysis,collectingthedatafrom1990to2011,usingtheleastsquaresmethodtodolinearregressionand,weinspectandcorrectmodel'smulticollinearity,autocorrelation,heteroscedasticity,andfurtherexplorethedegreeofinfluencetothebirthratebythechilddependencyratio,old-agedependencyratio,perc

3、apitaGDP,theconsumerpriceindex,theproportionofhighereducation,andthenconcluded.【關(guān)鍵詞】人口出生率回歸分析模型檢驗(yàn)【研究背景】我國(guó)自1978年改革開放以來(lái)，經(jīng)濟(jì)水平不斷提高，但是與此同時(shí)，我國(guó)的人口出生率卻總體上不斷下降，在1978年至1987年的短暫上升后，自1987年以來(lái)人口出生率連續(xù)下降，2006年人口出生率更是達(dá)到了歷史最低點(diǎn)，僅為12.09%。，長(zhǎng)此以往，我國(guó)民眾在普遍處于低收入階段就將面臨嚴(yán)重的人口老齡化問(wèn)題，而這一問(wèn)題帶來(lái)的不利影響不僅是人口結(jié)構(gòu)比例失調(diào)，還極有可能加重社會(huì)勞動(dòng)人口養(yǎng)老負(fù)擔(dān)，進(jìn)一步加深

4、社會(huì)矛盾加深，未來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)也將收到負(fù)面影響，延緩發(fā)展?！狙芯磕康摹咳丝诔錾砺实母叩褪艿蕉喾矫嬉蛩氐挠绊懀ń?jīng)濟(jì)、文化、教育水平、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境、自然環(huán)境以及國(guó)家政策等，本文旨在通過(guò)選取少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、人均GDP、消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、受高等教育比例這五個(gè)影響因素，作為解釋變量，探討其對(duì)與人口出生率的影響，并借此對(duì)我國(guó)出臺(tái)相關(guān)政策，防止人口老齡化，改善人口結(jié)構(gòu)提出建議。【理論綜述】相關(guān)文獻(xiàn)說(shuō)明，少兒和老人的撫養(yǎng)比與儲(chǔ)蓄率是呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)致少兒撫養(yǎng)比的下降幅度遠(yuǎn)高于老人撫養(yǎng)比升高的幅度，因此經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)伴隨儲(chǔ)蓄率的升高；此外，低出生率導(dǎo)致的老齡化過(guò)程會(huì)降低資本積累的動(dòng)態(tài)無(wú)效率，但

5、會(huì)伴隨人均收入水平的下降，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而反方面再次作用于經(jīng)濟(jì)與出生率。數(shù)量一質(zhì)量權(quán)衡理論和時(shí)間選擇理論都意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收人水平與生育率存在一定的內(nèi)在聯(lián)系：收人水平越高，放棄工作和受教育的機(jī)會(huì)成本越高，儲(chǔ)蓄的收益可能越大，因而越有可能減少生育數(shù)量和推遲生育時(shí)間，從而導(dǎo)致生育率下降。婦女就業(yè)狀況也是影響出生率的一個(gè)重要因素。包括婦女的就業(yè)率、職業(yè)結(jié)構(gòu)和在業(yè)婦女的文化水平。這三個(gè)方面都從價(jià)值觀念上影響婦女的生育觀尤其是生育意愿，加之婦女社會(huì)地位直接影響其撫育子女的影子價(jià)格，進(jìn)而影響家庭生育經(jīng)濟(jì)決策，大量的數(shù)據(jù)表明，生育率與婦女在業(yè)率、就業(yè)結(jié)構(gòu)的層次和文化程度呈負(fù)相關(guān)，而且相關(guān)度很高。如何養(yǎng)老是

6、影響人們生育觀念和生育行為中是否有多子多福、養(yǎng)兒防老內(nèi)容的中心鏈條?！咀兞窟x擇】參考文獻(xiàn)后，我們初步選取少兒撫養(yǎng)比，老年撫養(yǎng)比，人均GDP,居民消費(fèi)指數(shù)，受高等教育比例這五個(gè)變量。少年人口撫養(yǎng)比也稱少年兒童撫養(yǎng)系數(shù)。指某一人口中少年兒童人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比。通常用百分比表示。以反映每100名勞動(dòng)年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名少年兒童。計(jì)算公式為：CDR=（0-14歲少年兒童人口數(shù)/-64歲人口數(shù)）*100%老年撫養(yǎng)比是指人口中非勞動(dòng)年齡人口數(shù)中老年部分對(duì)勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比，用以表明每100名勞動(dòng)年齡人口要負(fù)擔(dān)多少名老年人。老年人口撫養(yǎng)比是從經(jīng)濟(jì)角度反映人口老化社會(huì)后果的指標(biāo)之一。也稱為老齡人口撫養(yǎng)

7、系數(shù)，簡(jiǎn)稱老年系數(shù)。計(jì)算公式：ODC=（65歲以上人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)）*100%人均國(guó)內(nèi)GDP:將一個(gè)國(guó)家核算期內(nèi)（通常是一年）實(shí)現(xiàn)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與這個(gè)國(guó)家的常住人口（目前使用戶籍人口）相比進(jìn)行計(jì)算得到的。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)：是根據(jù)與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來(lái)的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標(biāo)。高等教育比例：是指高校在校生數(shù)與相應(yīng)的適齡人口之比，通常被作為衡量一個(gè)國(guó)家高等教育發(fā)展水平的重要指標(biāo)?！灸Ｐ驮O(shè)定】（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明我們選取1990年至2011年的數(shù)據(jù)，來(lái)自于國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒、國(guó)家人口與計(jì)劃生育委員會(huì)、人口信息中心，選取的指標(biāo)有：少兒撫養(yǎng)比（X2）,老人撫養(yǎng)比（

8、X3）,人均國(guó)內(nèi)GDP（X4）,居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（X5）,高等教育比例（X6）。根據(jù)收集的1990年2011年的數(shù)據(jù)，做YX2X3X4X5X6的線性圖由圖可以看出，YX2X3X5波動(dòng)幅度相較X4不明顯，說(shuō)明變量間不一定是線性關(guān)系。因此，我們對(duì)變量X4取對(duì)數(shù)建立模型。（二）模型設(shè)定將模型設(shè)定為以下對(duì)數(shù)模型：Yt=31+32X2t+33X3t+34InX4t+35X5t+36X6t運(yùn)用EWIEWS采用最小二乘法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，對(duì)所建模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見下圖。通過(guò)回歸我們可以得到回歸模型結(jié)果：Yt=25.65732+0.257552X2-1.095756X3-1.238374InX4+0.

9、013417X5+5.306X6模型的檢驗(yàn)1.多重共線性的檢驗(yàn)由OLS回歸結(jié)果可以看出，F(xiàn)檢驗(yàn)顯著。但解釋變量除了X6外幾乎都不顯著，這表明很可能存在嚴(yán)重的多重共線性。(1) 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，可能確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。(2) 方差擴(kuò)大因子檢驗(yàn)法建立輔助回歸方差：計(jì)算出方差擴(kuò)大因子：VIFX2=4.307705905VIFX3=35.54756201VIFLNX4=32.37118771VIFX5=1.380422397VIFX6=4.791997886X3和LNX4的方差擴(kuò)大因子遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)10,表明X3和LNX4與其余解釋變量之間有嚴(yán)重的

10、多重共線性。2.修正多重共線性采用逐步回歸的方法來(lái)解決多重共線性的問(wèn)題。(1)分另1J作YXX2X3LNX4X5X6的一元回歸，結(jié)果如下:變量X2X3LNX4X5X6參數(shù)估計(jì)值0.405934-2.437525-3.1094460.197452-7.871363t統(tǒng)計(jì)量9.989581-11.54094-12.489202.134728-4.646917R20.8330440.8694460.8863510.1855700.519160R20.8246960.8629180.8806680.1448490.495118由上表可以看出，變量X3X4X6的系數(shù)是負(fù)數(shù)，表明老年撫養(yǎng)比，人均GDP,高

11、等教育比例越高，人口出生率反而更低。以X2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下表：X2X3LNX4X5X6R2X2,X30.096573(0.734078)-1.892002(-2.446812)0.859683X2,LNX40.081879(0.749527)-2.531422(-3.120456)0.877995X2,X50.388938(8.880564)0.046515(1.030539)0.825238X2,X60.614331(7.781522)5.694000(2.936310)0.873069由上表可以看出，X5不顯著。而加入LNX4對(duì)模型的改進(jìn)最大，所以選擇保留LNX4

12、,再加入新變量進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：X2X3LNX4X5X6R2X2LNX4X30.077872(0.615442)-0.090641(-0.068571)-2.446956(-1.645321)0.871251X2LNX4X50.035928(0.335540)-2.710249(-3.485754)0.063112(1.746029)0.889870X2LNX4X60.301167(2.639007)-2.240823(-3.312736)4.975141(3.138422)0.916764由上表可以看出，X3,X5不顯著。所以剔除X3,X5。最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：Yt=

13、23.61574+0.301167X22240823InX4+4.975141X6t=(2.445699)(2.639007)(-3.312736)(3.138422)0.916764=0.928655F=78.09836對(duì)該模型用White檢驗(yàn)其異方差，結(jié)果為WhiteHeteraskedasticityTest:F*statisticsquared2.63114611,17567Probability0.0638200.C83097ProbabulityTestEquation:DependentVariable：RESIDEMethod:LeastSquaresDate:12/16/12

14、Time.21:01Sample:19902011Includedot5enratiori&:22VariableCoefficienlStd.ErrorStatisticProb.C75,7279124332003.1122760.0071X240412091.2648523.1950040.0060X2也-D.0541350.017093a1571和0.0064LNX4-36123791049072-3.4431180.0036LNX4*22.154136062911034240390.0033XE566439d6.4116190.9147590.3740歷也-1.2702283.

15、957672-0.32095307527R-squarod0607385Meandependent'網(wǎng)0.579469AdjustedR-squaned0.311179S.D.dependantvar0.634770S.E.&fregression0626829Akaikeinfocriterioin1£09409Sumsquaredre£id4.163227Sthwartcnt&non2.156639Loglikehhood-12.90438F-startistic2.581145Durbin-Watson1750681Prob(F-statist

16、ic)0.063820White統(tǒng)計(jì)量從上結(jié)果可以看出，n=11.17567,由2檢驗(yàn)知，在=0.05下，查2分布表，得臨界值（6）=11.07.比較計(jì)算的20.05與臨界值，發(fā)現(xiàn)兩者接近，所以可以認(rèn)為雖然存在異方差，但是并不是很嚴(yán)重，在這里不與修正。對(duì)模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，DW=0.948.對(duì)樣本量為22,三個(gè)解釋變量的模型，10腺著性水平,查DW充計(jì)表可知，JL<DW<dU,可以看出不能確定是否存在自相關(guān)?！窘Y(jié)果分析】在我國(guó)，由于人口多，底子薄，經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，研究出生率對(duì)控制人口數(shù)量提高人口質(zhì)量具有較強(qiáng)的實(shí)際意義。本文利用豐富的數(shù)據(jù)對(duì)少兒撫養(yǎng)比、老人撫養(yǎng)比、人均GDP、居民消費(fèi)指數(shù)、受高等教育比例對(duì)出生率的影響做了實(shí)證研究分析。經(jīng)過(guò)模型分析最后得出：(1)雖然老人撫養(yǎng)比和居民消費(fèi)指數(shù)都對(duì)人口出生率有影響，但由于他們之間的相互作用，某些因素的影響被削弱。根據(jù)模型分析得少兒撫養(yǎng)比、人均GDP、受高等教育比例對(duì)出生率有顯著影響。(2)少兒撫養(yǎng)比每增加1%,人口出生率就會(huì)上升0.301167%。(3)人均GD的增長(zhǎng)1%,人口出生率就會(huì)下降2.240823%。(4)受高等教育比例每上升1%,人口出生率就會(huì)上升4.975141