我國人口出生率影響因素的計量分析

1、我國人口出生率影響因素的計量分析【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人口出生率呢，本文從計量分析的視角出發(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，并對模型進行多重共線性、自相關、異方差的檢驗及修正，進一步探討出生率受少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、人均GDP、居民消費價格指數(shù)、高等教育比例的影響程度，并得出結論。AbstractAdditiontowell-knownfactorssuchasGDP,thelevelofeducation,whatvariablescanaffectthebirthrateinChina?Fromthepe

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

3、apitaGDP,theconsumerpriceindex,theproportionofhighereducation,andthenconcluded.【關鍵詞】人口出生率回歸分析模型檢驗【研究背景】我國自1978年改革開放以來，經(jīng)濟水平不斷提高，但是與此同時，我國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年以來人口出生率連續(xù)下降，2006年人口出生率更是達到了歷史最低點，僅為12.09%。，長此以往，我國民眾在普遍處于低收入階段就將面臨嚴重的人口老齡化問題，而這一問題帶來的不利影響不僅是人口結構比例失調(diào)，還極有可能加重社會勞動人口養(yǎng)老負擔，進一步加深

4、社會矛盾加深，未來我國的經(jīng)濟也將收到負面影響，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?，包括經(jīng)濟、文化、教育水平、醫(yī)療衛(wèi)生、生態(tài)環(huán)境、自然環(huán)境以及國家政策等，本文旨在通過選取少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、人均GDP、消費物價指數(shù)、受高等教育比例這五個影響因素，作為解釋變量，探討其對與人口出生率的影響，并借此對我國出臺相關政策，防止人口老齡化，改善人口結構提出建議?！纠碚摼C述】相關文獻說明，少兒和老人的撫養(yǎng)比與儲蓄率是呈負相關關系的；經(jīng)濟增長導致少兒撫養(yǎng)比的下降幅度遠高于老人撫養(yǎng)比升高的幅度，因此經(jīng)濟增長會伴隨儲蓄率的升高；此外，低出生率導致的老齡化過程會降低資本積累的動態(tài)無效率，但

5、會伴隨人均收入水平的下降，影響經(jīng)濟發(fā)展，從而反方面再次作用于經(jīng)濟與出生率。數(shù)量一質(zhì)量權衡理論和時間選擇理論都意味著經(jīng)濟增長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會成本越高，儲蓄的收益可能越大，因而越有可能減少生育數(shù)量和推遲生育時間，從而導致生育率下降。婦女就業(yè)狀況也是影響出生率的一個重要因素。包括婦女的就業(yè)率、職業(yè)結構和在業(yè)婦女的文化水平。這三個方面都從價值觀念上影響婦女的生育觀尤其是生育意愿，加之婦女社會地位直接影響其撫育子女的影子價格，進而影響家庭生育經(jīng)濟決策，大量的數(shù)據(jù)表明，生育率與婦女在業(yè)率、就業(yè)結構的層次和文化程度呈負相關，而且相關度很高。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,居民消費指數(shù)，受高等教育比例這五個變量。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)與勞動年齡人口數(shù)之比。通常用百分比表示。以反映每100名勞動年齡人口要負擔多少名少年兒童。計算公式為：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年齡人口數(shù)中老年部分對勞動年齡人口數(shù)之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負擔多少名老年人。老年人口撫養(yǎng)比是從經(jīng)濟角度反映人口老化社會后果的指標之一。也稱為老齡人口撫養(yǎng)

7、系數(shù)，簡稱老年系數(shù)。計算公式：ODC=（65歲以上人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)）*100%人均國內(nèi)GDP:將一個國家核算期內(nèi)（通常是一年）實現(xiàn)的國內(nèi)生產(chǎn)總值與這個國家的常住人口（目前使用戶籍人口）相比進行計算得到的。居民消費價格指數(shù)：是根據(jù)與居民生活有關的產(chǎn)品及勞務價格統(tǒng)計出來的物價變動指標，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。高等教育比例：是指高校在校生數(shù)與相應的適齡人口之比，通常被作為衡量一個國家高等教育發(fā)展水平的重要指標?！灸Ｐ驮O定】（一）數(shù)據(jù)說明我們選取1990年至2011年的數(shù)據(jù)，來自于國家統(tǒng)計年鑒、國家人口與計劃生育委員會、人口信息中心，選取的指標有：少兒撫養(yǎng)比（X2）,老人撫養(yǎng)比（

8、X3）,人均國內(nèi)GDP（X4）,居民消費價格指數(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波動幅度相較X4不明顯，說明變量間不一定是線性關系。因此，我們對變量X4取對數(shù)建立模型。（二）模型設定將模型設定為以下對數(shù)模型：Yt=31+32X2t+33X3t+34InX4t+35X5t+36X6t運用EWIEWS采用最小二乘法，對數(shù)據(jù)進行線性回歸，對所建模型進行估計，估計結果見下圖。通過回歸我們可以得到回歸模型結果：Yt=25.65732+0.257552X2-1.095756X3-1.238374InX4+0.

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

10、多重共線性。2.修正多重共線性采用逐步回歸的方法來解決多重共線性的問題。(1)分另1J作YXX2X3LNX4X5X6的一元回歸，結果如下:變量X2X3LNX4X5X6參數(shù)估計值0.405934-2.437525-3.1094460.197452-7.871363t統(tǒng)計量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，順次加入其他變量逐步回歸，結果如下表：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對模型的改進最大，所以選擇保留LNX4

12、,再加入新變量進行回歸，結果如下：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。最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為：Yt=

13、23.61574+0.301167X22240823InX4+4.975141X6t=(2.445699)(2.639007)(-3.312736)(3.138422)0.916764=0.928655F=78.09836對該模型用White檢驗其異方差，結果為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)計量從上結果可以看出，n=11.17567,由2檢驗知，在=0.05下，查2分布表，得臨界值（6）=11.07.比較計算的20.05與臨界值，發(fā)現(xiàn)兩者接近，所以可以認為雖然存在異方差，但是并不是很嚴重，在這里不與修正。對模型進行自相關檢驗，DW=0.948.對樣本量為22,三個解釋變量的模型，10腺著性水平,查DW充計表可知，JL<DW<dU,可以看出不能確定是否存在自相關?！窘Y果分析】在我國，由于人口多，底子薄，經(jīng)濟發(fā)展不平衡，研究出生率對控制人口數(shù)量提高人口質(zhì)量具有較強的實際意義。本文利用豐富的數(shù)據(jù)對少兒撫養(yǎng)比、老人撫養(yǎng)比、人均GDP、居民消費指數(shù)、受高等教育比例對出生率的影響做了實證研究分析。經(jīng)過模型分析最后得出：(1)雖然老人撫養(yǎng)比和居民消費指數(shù)都對人口出生率有影響，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%,人口出生率就會上升0.301167%。(3)人均GD的增長1%,人口出生率就會下降2.240823%。(4)受高等教育比例每上升1%,人口出生率就會上升4.975141