影响出生率的原因篇1

关键词：提前还贷；抵押贷款；预测模型

由于商业银行对房屋抵押贷款一般采取浮动利率，因此随着抵押贷款利率的提高，导致一波提前还贷高潮。商业银行对于提前还贷行为，大多采取收取违约金的办法，但是住房抵押贷款本身具有某种不稳定性，商业银行在经营过程中，无法单纯以收取违约金的方法解决问题。因此商业银行需要分析提前还贷的原因、对银行经营的影响、以及预测借款人的行为，以减少对银行经营稳定性的影响。

标准的抵押贷款通常是固定利率、等额偿付的抵押贷款，通常计划按周期进行等额偿付：

当然，现在还有浮动利率抵押贷款（Variable—RateMortgages，VRMs）。浮动利率抵押贷款是一种合同利率随着市场利率变化的抵押贷款，由贷款合同规定特定的市场指数或者参考利率，抵押贷款利率和参考利率相联系，并规定贷款利率的变动频率（如按月、季、半年、年等），任何个别或累积利率变动的最大额、允许按期支付变化的最大额等。浮动利率抵押贷款的市场价格取决于合同利率的变化，如果利率变化和时间数量均一致，那么贷款的市场价格在重新定价日将处于平价，否则可能高于或者低于平价。

抵押贷款通常含有期权特征，通常买权被称为提前偿付条款（PrepaymentProvision），卖权被称为出售即到期条款（Due—on—saleClause），许多抵押贷款合同包括这两种期权。不论是由于房屋已被出售还是由于房屋能以更低的利率重新融资，提前偿付条款允许借款者在规定的到期前偿还部分或者全部贷款；而出售即到期条款允许银行在借款人者出售用于抵押的财产时要求借款人偿还贷款，这等于取消原贷款，要求新的购买者重新申请贷款。

由于抵押贷款的种种特征，因此在利率水平和借款者自身情况发生变化时，提前还贷是经常的，这导致商业银行原本的长期抵押贷款可能在几年之内被偿付，从而影响商业银行的预期利息收益和资产种类安排。

一、提前还贷的原因

根据经济中可能影响抵押贷款借款人的因素，提前还贷的原因通常有三个，即再融资、再投资与房屋周转。

1．再融资（Refinancing）。再融资的成本效应是指当市场利率发生变化，改变抵押借款人的贷款成本，从而使得抵押借款人重新选择贷款。通常，这种提前偿还行为的发生是以贷款的固定利率为前提的，如果是浮动利率，那么贷款成本本身与市场利率保持同步变化。

当贷款实施固定利率时，由于新的抵押贷款利率下降，抵押借款人可能偿还其原有高成本的抵押贷款，并以较低的成本进行再融资，当然，再融资涉及交易成本和重新签订贷款协议的成本。许多银行对抵押贷款余额的提前偿付收取违约金，存在一些与发放抵押贷款有关的评估和资信审核费用，所以抵押贷款利率的下降幅度必须达到一定程度，抵押借款人才会考虑是否进行再融资。这种关系我们可以用下面的提前还贷概率图（图1）表示。

该图描述提前还贷概率、现行和原来抵押贷款利差之间的关系，其中Y是现行抵押贷款利率，r是已有抵押贷款的利率，假定为12%。

当Y＞r时，抵押贷款提前还贷的概率很小，原因是此时抵押借款人不仅不存在利率损失，而且由于市场利率高于原来贷款时利率，具有节约利率的优势。

当Y＜r时，抵押借款人也不一定提前还贷，而是需要具体衡量再融资的成本。如果再融资的预付费、合约签订费和提前支付的违约费高于现行利率的利息成本节约，提前还贷一般也不会发生。但是，当现行利率下降幅度大，提前还贷的概率可能迅速上升，原因是这时抵押借款人提前还贷节约的利息成本的现值已经超过提前还贷的全部费用成本。

2．再投资（Reinvestment）。影响提前还贷的另一个因素是投资收益率与贷款利率的比较，即所谓的再投资效应。再投资效应通常以浮动利率为前提，当市场利率水平上升，抵押贷款人的其他投资产品收益率低于抵押贷款利率时，那么借款人通常会选择提前还贷。

3．住房周转。影响提前还贷的再一个因素是抵押贷款借款人在到期前周转房屋的概率。周转房屋的决定可能由多种复杂因素促成，如房屋价格水平、工作流动倾向、抵押贷款规模、一般经济状况，甚至一些偶然因素。如果这种抵押贷款可以转让，那么这种房屋周转对提前还贷的影响不大；如果这种抵押贷款不可以转让，那么房屋周转必然导致提前还贷。

综上所述，如果不考虑个人原因或者偏好等非一般经济原因，那么提前还贷属于抵押贷款借款人的成本——收益权衡，大多因利率变动引起，由于利率变动，每月的偿付也会发生变化，到期日也会变化。银行无法直接改变抵押贷款人的提前偿还行为，收取提前还贷的违约金等费用，只能改变抵押贷款人的成本和收益，从而影响抵押贷款人的选择。2005年3月，中国人民银行提高房屋抵押贷款利率，我国房地产市场出现规模较大的房屋抵押贷款的提前偿还，对于此次提前还贷行为的原因，显然与前面分析的提前还贷原因不同。由于目前我国商业银行对房屋抵押贷款主要采取浮动利率，即根据市场利率每年调整一次，因此，此次大规模的提前还贷是由于预期变化所导致提的。表现在：（1）市场利率进入上升周期，使得抵押贷款人的借贷利率高于预期借贷利率。由于现行个人住房贷款是一种中长期贷款，其利率将随经济形势而变化，随着未来的房价、物价走势发生变化，房贷利率将趋于上升，使得消费者改变对未来资金价格的预期。（2）抵押贷款人的资金成本比较。目前国内居民的投资渠道狭窄，近年来股市低迷，基金、信托等投资产品不够成熟，如果这些投资产品的收益不超过房贷利率，具有还款能力、又没有合适投资渠道的投资者，提前还贷必然成为理性的选择。

二、提前还贷对商业银行经营的影响

提前还贷对银行经营存在正、负两方面的影响。

影响出生率的原因篇2

关键词：实际有效汇率协整检验方差分解

1概述

改革开放以来，陕西经济获得了快速的发展，对外贸易整体上呈现逐年上升态势。随着国家西部大开发战略的进一步实施，陕西经济将迎来新一轮的快速发展。实际有效汇率是衡量一国贸易商品国际竞争力的重要指标，是影响一个国家或地区贸易发展的重要因素，它的变动将会从多方面和多层次对经济运行产生深刻的影响。鉴于此，本文研究人民币实际有效汇率对陕西出口贸易的影响有重要的现实意义。

2文献回顾

在理论发展的同时，国内学者们也进行了大量的实证研究。由于实证分析中各学者所使用的模型和分析方法、选择的变量和数据不同，以及各国的真实经济情况不同，各自得出的结论也有所不同。一种观点认为人民币实际有效汇率对出口贸易有显著的影响作用。卢向前、戴国强（2005）运用协整向量自回归的分析方法，对1994-2003年人民币对世界主要货币的加权实际汇率与我国出口之间的长期关系进行了实证检验。得出人民币实际汇率对我国出口存在着显著的影响。另一种观点认为:实际有效汇率与出口贸易之间不存在长期显著影响。厉以宁(1991)对我国1970-1983年的数据分析后认为，我国的出口需求价格弹性为0.0506，所以中国出口商品的需求价格弹性远无法满足马歇尔-勒纳条件，人民币的贬值并不能起到改善国际贸易收支的作用。

3实证研究

3.1模型结构和数据说明。本文是根据不完全替论建立出口模型。在这个理论中，最关键的假定是:作为研究对象的地区出口商品和国内生产的商品不具有完全替代性。对陕西而言，出口商品也具有一定的独特性，陕西生产的商品不具有完全替代性，符合假设条件，故本文建立陕西出口需求函数，如下所示：

lnext=lna+a1lnreert+a2lnwgdpt

本文采取的数据样本空间是1994年到2009年，该模型中采用的数据来源于《陕西统计年鉴》、实际有效汇率来源于国际清算银行统计数据库，可以从网站直接获取。为了计算方便，调整以2000年为基期。该指数上升代表人民币升值，该指数下降代表人民币贬值。

陕西省出口贸易量原始数据来源于陕西省统计局各年公布的《陕西统计年鉴》，由于原始数据是按照当年价格水平计算的陕西省出口贸易额，为了剔除物价差异因素对陕西出口额的影响，本文采用陕西消费者物价指数将名义的出口额换算成实际的出口贸易额。

陕西贸易伙伴国（地区）的实际收入为陕西省主要贸易伙伴国国内生产总值的简单加权平均，权重为各国从陕西的进口额占陕西当年出口总额的比重。在1994到2009期间，本文选取了与陕西贸易往来最密切的15个国家和地区：美国、日本、印度、韩国、香港、荷兰、新加坡、意大利、英国、加拿大、德国、西班牙、澳大利亚、比利时、法国。这15个国家和地区从陕西年进口总额占当年陕西出口总额的详细比重数据见下表：

从表3-1可以计算得出，这15个陕西主要贸易国家和地区1994到2009年间平均年总额比重为73.77%，陕西大部分出口额都来自这些国家。因而研究人民币实际有效汇率对陕西与这15个国家和地区的影响，可以得出比较符合实际的结果。

3.2平稳性检验。在对时间序列进行实证检验之前，首先要对这些时间序列进行平稳性检验，然后再根据检验结果选择之后检验的方法。这里我们选用adf单位根检验方法对lnex、lnreer、lnwgdp时间变量进行平稳性检验。从检验结果可知，该变量adf检验值均大于10％显著性水平下的临界值，所以都不能拒绝原假设，也就是说各个变量都存在单位根，都是非平稳的序列。

从一阶差分单位根检验来看，lnwgdp的adf统计量在1％显著性水平下通过平稳性检验，lnreer的adf统计量在5％显著性水平下通过平稳性检验，lnex的adf检验值在10％显著性水平下通过平稳性检验，所以，各变量的一阶差分序列都是平稳的，也就是lnex、l

nwgdp和lnreer都是一阶单整的非平稳序列。

3.3协整检验。在平稳性检验的基础上，我们首先进行协整检验，以验证陕西省进出口与其影响因素之间是否具有长期稳定的关系，以及这种关系如何。与协整检验相关的var模型的最优滞后期，根据aic、sc、lr、fpe、hq等5个准则按“多数原则”确定。其检验结果如下所示。

陕西省出口贸易量与人民币实际有效汇率及陕西贸易伙伴国(地区)收入的长期协整检验的结果表明，在1%的显著性水平下陕西省出口总量、人民币实际有效汇率以及陕西贸易伙伴国(地区)收入存在一个长期稳定的标准化协整关系，且协整方程为：lnex=15.35855－9.106180ln

reer+3.791325lnwgdp。

协整方程可以看出，从长期看，人民币实际有效汇率对陕西省出口贸易量具有反向拉动作用，其弹性系数为9.11%。而陕西贸易伙伴国家（地区）收入对出口贸易量具有正向拉动作用，弹性系数为3.79%，弹性的符号和经济理论相一致。即在1994-2009年样本区间内，实际汇率指数每上升1%，会引起陕西的出口贸易量下降9.11%，陕西贸易伙伴国家（地区）收入每上升1%，会引起陕西的出口贸易量增加3.79%。

3.4格兰杰因果检验。经检验已经证明陕西省出口需求方程的各变量间都是协整的，然而在经济变量中有一些变量显著相关，但是它们未必都是有意义的。本文在检验了陕西省出口贸易量与陕西贸易伙伴国（地区）的收入、人民币实际有效汇率之间的长期关系之后，对陕西省出口贸易量与人民币实际有效汇率、陕西贸易伙伴国（地区）的收入之间的因果关系进行检验，以期说明各变量因果关系的存在性以及因果关系的方向性。

格兰杰检验结果显示，原假设“lnwgdpdoesnotgrangercauselnex”被拒绝而犯错误的概率为9.03%，而原假设“lnexdoesnotgrangercauselnreer”被拒绝而犯错误的概率为45.94%。也就是说，陕西贸易伙伴国（地区）收入是出口贸易量的格兰杰原因的置信度高达90.97%，而出口贸易量是陕西贸易伙伴国（地区）收入的格兰杰原因的置信度只有54.06%。由此可以得出结论：陕西贸易伙伴国（地区）收入是陕西省出口贸易量的格兰杰原因，而出口贸易量不是陕西贸易伙伴国（地区）收入的格兰杰原因。同理，lnex与lnreer的格兰杰检验结果显示实际有效汇率是出口贸易量的格兰杰原因的置信度高达97.68%，而出口贸易量是实际有效汇率的格兰杰原因的置信度只有52.06%。由此可以得出结论：实际有效汇率是陕西省出口贸易量的格兰杰原因，而出口贸易量不是实际有效汇率的格兰杰原因。结合协整检验结果，实际有效汇率对出口贸易量具有反向拉动作用，实际有效汇率每增长1%，将会使陕西省出口贸易量减少9.11%，实际有效汇率对陕西出口贸易量具有显著影响。

3.5方差分解。陕西省出口需求方程各变量的方差。图3-1和图3-2是方差分解图，在不考虑出口贸易量自身的贡献率。从lnwgdp冲击对lnex的贡献率图上我们可以看到，陕西贸易伙伴国家（地区）生产总值对出口贸易量的贡献率在第2期快速增长达到2.90%。从第三期开始至以后各期贡献率缓慢增加，到第16期达到最大为3.90%，整体上陕西贸易伙伴国家（地区）生产总值对出口贸易量的贡献量比较平稳但是比较小。从lnreer冲击对lnex的贡献率图上可以知道，实际有效汇率对出口贸易量的贡献率在前4期一直都比较小，最大在第2期，数值为2.14%。从第4期开始增加，增长的趋势比较明显，幅度比较缓慢。从第4期开始陕西贸易伙伴国家（地区）生产总值对出口贸易量的贡献率一直大于实际有效汇率对出口贸易量的贡献率，也就是说在影响出口贸易量调整时，相对于陕西贸易伙伴国家（地区）生产总值对出口贸易量的影响，实际有效汇率的影响作用更大。

4结论

本文利用1994年到2009年的年度数据对人民币实际有效汇率对陕西省出口贸易量的影响进行了建模研究，通过实证分析得出结论如下。人民币实际有效汇率、陕西贸易伙伴国家（地区）收入和陕西出口贸易量存在长期稳定的标准化协整关系，人民币实际有效汇率和陕西贸易伙伴国家（地区）收入对陕西的出口贸易量影响明显。格兰杰因果关系检验结果显示陕西贸易伙伴国（地区）收入和人民币实际有效汇率都是陕西省出口额的格兰杰原因。人民币实际有效汇率的升值将减少陕西的出口贸易量，陕西贸易伙伴国（地区）收入的提升将增加陕西的出口贸易量，这与经

济理论是相一致的。在短期内，人民币实际有效汇率的升值将促进出口贸易量的增加，长期来看，随着经济主体的调整，汇率的升值还是会减少出口贸易量。方差分解结果显示，人民币实际有效汇率是影响出口贸易量变化的更重要原因，陕西贸易伙伴国家（地区）收入影响比较小。

参考文献：

[1]戴祖祥.我国贸易收支的弹性分析:1981-1995[j].经济研究，1997，(7):56-62.

影响出生率的原因篇3

关键词：黄金价格影响因素VAR模型

1文献综述

自1993中国黄金市场价格制度改变，有原先的固定定价改为国际价格适当浮动定价后，在2001年4月，取消黄金“同构统配”计划管理制度，在上海建立黄金交易所，中国的黄金市场正式开始发苗。正是由于中国黄金市场起步较晚等种种原因，现今对于国内黄金市场的研究较少，但是随着经济的发展，我国黄金市场的逐步成熟，国际黄金市场黄金价格变动影响因素在实质上也能够反映部分国内黄金价格变动的原因，对我国建设黄金市场有参考作用。

1.1国外文献

Larry和Fabio（1996），实证研究证明了从布雷顿森林体系瓦解之后主要货币之间的汇率变动是黄金价格变动的主要原因。

Chlistie.David（2000），通过对美国1992年至1995年这四年的月度宏观数据进行分析，研究对黄金期货价格的影响因素，得出结论黄金价格对CPI、PPLGDP反映显著。

Capie、Mills、Wood（2004），通过实证研究得出结论，黄金价格与主要货币汇率之间存在关系，而且黄金价格与主要货币汇率反向变动。

LaurenceE.Blose（2010）讨论了预期型通货膨胀对金价的影响，通货膨胀通过对货币购买力的影响来对黄金市场的供求产生冲击，从而影响黄金价格的变动。

1.2国内文献

温博慧、陈杰（2008）：中国黄金期货推出后，随着国内金融市场与黄金市场的完善，国内金价对国际金价的影响力在逐步加强。

温博慧、罗正清（2009）：国内外黄金价格的波动都存在者一定的集聚性和持续性的特征，国际强于国内，国际和国内黄金价格存在着长期均衡稳定的关系。

温博慧（2010）：国内外黄金价格的波动都是从最初的强持续性向弱持续性转变，国际市场的演化速度表要比国内市场慢。

2国内黄金价格影响因素分析

实证研究因素选取

黄金价格：上海AU9999的黄金现货价格；消费物价指数：消费物价指数CPI，来研究通货膨胀；人民币兑美元的汇率。

3国内黄金价格影响因素实证分析

3.1ADF检验

分别对黄金，CPI与汇率取对数，进行单位根检验：三个数据的原数据对数，均小于5%的临界值，整个数列为零阶单整。

3.2Granger因果检验

黄金与CPI：log黄金不是LCPI的格兰杰原因；logCPI不是L黄金的格兰杰原因。

当消费价格指数发生变化时，国内黄金价格会受之影响而发生变化；我国消费价格指数的变化不是国内黄金价格变化所引起的。当货币购买力减弱是消费者倾向于保值的商品如黄金。

黄金与汇率：log黄金不是L汇率的格兰杰原因；log汇率不是L黄金格兰杰原因。

由于中国不是国际黄金价格定价国，汇率的影响放大到国际黄金市场上影响，汇率引起国内黄金价格对汇率的弱解释。

VAR模型：

LGOLD=-0.0441590675765+1.94846354948*LCPI（-1）-1.77276356348*LCPI（-2）+5.20273006158*LEXR（-1）-5.42127827027*LEXR（-2）+0.725987309359*LGOLD（-1）+0.214265326926*LGOLD（-2）

4总结

通过本文的各项检验结果显示，国内CPI与汇率的变动是影响黄金价格变动的因素，滞后2期的CPI变动与黄金价格负相关，滞后1期的CPI变动与黄金价格正相关，且滞后2期的效果略小于滞后1期。当CPI上升时，货币的购买力下降，消费者为确保财富保值，倾向于持有保值效果较好的黄金，造成的黄金市场上的黄金需求上升，黄金价格的上升。国际市场上美元表示黄金价格，汇率的变动对于国内黄金价格的影响很大；黄金自身价格的变动对于短期将来的价格波动有一定的影响，滞后1期的效果大于滞后2期，整体不明显。黄金价格开始上升时，消费者不确定该上升是否会继续，出于预防心理，黄金的需求会有一定的上升，当下一期的黄金价格继续上升时，符合价格上升的消费预期，导致更多的黄金需求，以预防下一期的黄金价格上升。本文在处理数据上引入了上证指数与市盈率来检验，但是也是并未能够通过因果检验，可能是2008年金融危机的冲击放大了其他影响因素，挤兑了股票市场的影响效果。

参考文献：

[1]陈方妮.黄金价格波动闪素及未来走向[J].时代金融.2011（2）

[2]傅瑜.近期黄金价格波动的实证研究[J].产业经济研究.2004（01）

[3]金蕾，年四伍.国际黄金价格和美元汇率走势研究[J].国际金融研究.2011（05）

影响出生率的原因篇4

【关键词】高校毕业生就业统计分析

一、研究背景

2013年全国普通高校毕业生规模已达699万人，比2012年再增19万。从2006年以来，我国国内高校毕业生的就业率每年平均下滑了0.5个百分点。为了提高对这一问题的认识，我们分别从性别、学历、专业、政治面貌、学习成绩等几个方面分析了其对就业的影响，以期能为高校毕业生的就业提供一些建议，同时也奢望能为我们的高等教育的改革提供一些实证分析。

二、数据来源

本文使用的数据来自于两处，一是国家和省、市公开在公文、期刊、网络上公开发表的统计数字；还有就是通过抽样调查获得。

我们以河北金融学院2013界毕业生为调查对象，通过发放调查问卷的方式，展开专项调研活动。调研范围覆盖了近30个专业的3000余名应届毕业生，共发放问卷200份，回收有效问卷186份，有效问卷率达93%。

三、毕业率影响因素的统计分析

（一）性别对就业率的影响

表3-1样本的性别特征

采取总体比例假设检验的方法检验性别因素是否会对毕业生就业率造成影响。根据上表计算那女生签约率分别为P1=52.08%，P2=33.33%。

为了检验ρ1和ρ2是否相等，建立原假设H0：ρ1=ρ2=ρ，备择假设H1：ρ1≠ρ2。在原假设成立的条件下，有P=（a1+a2）/（n1+n2）=（n1P1+n2P2）/（n1+n2）是ρ的无偏估计量，P=38.17%。有条件n1和n2都充分大，下面的检验统计量近似服从标准正态分布，即：

z=

经计算：z=2.033

查表可知，在置信水平0.05的水平下确定临界值Z0.025=1.96，拒绝域（-∞，-1.96]∪[1.96，+∞），由于|Z|>Z0.025，检验统计量的样本观测值落入拒绝域，所以拒绝原假设H0，接受备择假H1，即设样本数据有充分证据说明毕业生的就业率受到性别因素影响。

（二）学历对就业率的影响

表3-2样本的学历特征

根据上表计算出专科和本科就业率分别为：P1=31.25%，P2=48.65%。

为了检验ρ1和ρ2是否相等，建立原假设H0：ρ1=ρ2=ρ，备择假设H1：ρ1≠ρ2。在原假设成立的条件下，有P=（a1+a2）/（n1+n2）=（n1P1+n2P2）/（n1+n2）是ρ的无偏估计量，P=38.17%。有条件n1和n2都充分大，下面的检验统计量近似服从标准正态分布，即：

经计算：z=2.3909

查表可知，在置信水平0.05的水平下确定临界值Z0.025=1.96，拒绝域（-∞，-1.96]∪[1.96，+∞），由于|Z|>Z0.025，检验统计量的样本观测值落入拒绝域。

所以拒绝原假设H0，接受备择假H1，即设样本数据有充分证据说明毕业生的就业率受到学历因素影响。

（三）学习成绩对就业率的影响

表3-3样本的学习成绩特征

采取单因素方差分析考察河北金融学院13级毕业生就业情况各维度的学习成绩差异。为了检验学习成绩是否对毕业生就业有影响，即不同组别的就业情况是否相等，建立原假设H0：ρ1=ρ2=ρ3=ρ4，备择假设H1：ρ1、ρ2、ρ3、ρ4不全相等。分析结果如下：

表3-4SPSS生成的有关学习成绩因素的方差分析表

由于显著值0.169大于0.05，所以在置信水平0.95下没有充足的证据否定原假设，即学习成绩对毕业生就业情况不会产生显著性影响。

（四）政治面貌对就业率的影响

表3-5样本的政治面貌特征

通过上表计算出党员和非党员的就业率分别为：P1=48.57%，P2=31.90%。

为了检验ρ1和ρ2是否相等，建立原假设H0：ρ1=ρ2=ρ，备择假设H1：ρ1≠ρ2。在原假设成立的条件下，有P=（a1+a2）/（n1+n2）=（n1P1+n2P2）/（n1+n2）是ρ的无偏估计量，P=38.17%。有条件n1和n2都充分大，下面的检验统计量近似服从标准正态分布，即：

经计算：z=2.2672

查表可知，在置信水平0.05的水平下确定临界值Z0.025=1.96，拒绝域（-∞，-1.96]∪[1.96，+∞），由于|Z|>Z0.025，检验统计量的样本观测值落入拒绝域。

所以拒绝原假设H0，接受备择假H1，即设样本数据有充分证据说明就业率会受到政治面貌的影响。

（五）专业对就业率的影响

表3-6样本的学生干部经历特征

采取单因素方差分析考察河北金融学院13级毕业生就业情况各维度的专业差异。为了检验专业是否对毕业生就业有影响，即不同专业类别的就业情况是否相等，建立原假设H0：ρ1=ρ2=ρ3=ρ4=ρ5=ρ6=ρ7=ρ8，备择假设H1：ρ1、ρ2、ρ3、ρ4、ρ5、ρ6、ρ7、ρ8、不全相等。分析结果如下：

表3-7SPSS生成的有专业貌因素的方差分析表

由于显著值0.376大于0.05，所以在置信水平0.95下没有充足的证据否定原假设，即专业因素对毕业生就业情况不会产生显著性影响。

四、结论

通过上述分析，我们发现性别、学历、政治面貌对学生的就业率有着显著的影响。而学习成绩、专业对就业率没有显著的影响。由此看来，用人单位在签约时比较看重学生的综合素质。所以，高等学校在今后的人才培养中，除了性别这个不可控因素，要注重学生综合素质的培养，不能一味地追求学习成绩。

参考文献

[1]袁贵仁，在2011年全国普通高校毕业生就业工作视频会议上讲话[Z].2010.

影响出生率的原因篇5

一、引言在一个开放经济体中汇率是最重要的经济变量之一,其变动会改变一国与他国商品之间价格的对比关系,直接对一国的国际竞争力、出口商利润等产生影响。自2005年7月21日中国人民银行宣布我国实行以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度以来,人民币汇率波动的幅度增大,其对我国出口贸易的影响逐渐显现出来。然而,不同的贸易方式、商品类别受到汇率波动的影响并不相同。因此从细分贸易方式和商品类别的角度研究人民币汇率对出口贸易的影响．对于我们制定优化出口贸易结构政策、设定合理外向型战略进而保证出口贸易平稳健康发展具有重大意义。当前,关于人民币汇率波动对出口贸易结构的影响研究众多,但是研究对象主要集中在我国出口贸易全局,针对个别区域和省份出口贸易的研究较少。整体与局部在效果上是存在偏差的。广东省作为我国外贸强省,对我国整体出口有重要影响。本文将从贸易方式和商品类别两个角度考察人民币汇率波动对广东省出口商品结构的影响。二、模型和数据(一)模型设定根据国际经济学的基本理论,一国商品的出口需求是贸易伙伴国收入水平Yf、本国出口商品价格P,贸易伙伴国商品价格Pf和汇率S(直接标价法)等变量的函数。(WilsonandTakacs,1979;Reinhart,1995)。即出口需求函数:EX=EX(Yf,P,Pf,S),这里,EX表示出口需求。由于本文考虑的是实际汇率变动对出口的影响,且有:实际汇率E=SPf/P,因此上式改写为:EX=EX(Yf,E).因此本文所设模型为：Xi=α+βYf+λE+ε其中:i=1、2、3、4、5、6,X1代表机电产品出口额、X2代表高新技术产品出口额、X3代表农产品出口额、X4代表服装纺织类产品出口额、X5代表加工贸易方式出口额、X6代表一般贸易方式出口额；Yf为贸易伙伴国收入水平;E为人民币实际有效汇率。模型中的变量均采用对数形式。(二)数据说明1、广东省出口额(X)。依据出口商品类别和贸易方式的不同本文将广东省出口划分出了四大类商品和两大类贸易方式的出口。数据来源于广东省对外贸易经济合作厅与广东省统计局。2、贸易伙伴国的收入水平(Yf)。理论上,收入水平使用各国GDP来代替最为合适,但是由于由于GDP不存在月度统计数据,因此,本文采用贸易伙伴国的工业生产指数来代替GDP数据,实际上,这种替代做法在国内外研究文献中时常被采用。数据来源于IMF。3、汇率(E)。考虑到出口商品与进口国国内商品相对价格因素对出口贸易的影响,本文使用人民币实际有效汇率来代表汇率水平,实际有效汇率指数上升,表示人民币升值。数据来源于国际清算银行(BIS)。本文采用所有数据均为月度数据,样本期间为2008年8月至2011年6月。考虑到进出口总额数据及贸易伙伴国工业生产指数表现出很强的季节规律性的问题,我们采用美国商务部和普查局联合开发的X-11方法和乘积法分别对进出口总额数据以及工业生产指数数据进行了季节调整,后面分析所用到的数据是经季节调整后的数据。三、实证结果分析(一)单位根检验结果由于对非平稳变量建立回归模型会产生虚假回归的问题,因此在检验变量协整关系之前需要进行变量的平稳性检验。本文采用单位根ADF检验的方法分别对广东省各类进口额及人民币实际汇率的原序列及一阶差分进行单位根检验,检验过程中滞后阶数的确定采用AIC准则和SC准则。结果表明,在5％及以上的显著度下原序列均不能拒绝原假设,即序列具有单位根,是不平稳的。这说明,我们不能采用最小二乘回归检验上述变量间的关系,否则会产生伪回归的情况。对于非平稳序列进行一阶差分,发现阶差分序列在5％及以上的显著度下,都拒绝原假设,时间序列平稳,也就是说上述数列都是I(1)数列。(二)协整检验结果及分析1、基于出口商品类别结构的协整分析结果。表1显示在长期均衡关系中,两个变量均对广东省出口有比较显著的影响,其中,贸易伙伴国工业生产指数对出口有比较明显的正向影响,这充分揭示了2008年金融危机后商品出口额大幅下降的原因。回归结果表明,人民币实际有效汇率对出口有显著的负向影响,即随着实际汇率的上升,商品出口会下降。从主要商品出口的汇率弹性系数来看,服装纺织产品受汇率波动影响最大,主要原因是该类商品属于典型的劳动密集型产品,其出口竞争力主要体现在价格上,因此实际有效汇率的上升会通过价格传导直接降低商品的出口能力。比较而言,高新技术类产品、农产品的汇率弹性就小一些,机电类产品弹性最小,为1.985922.2、基于贸易方式结构的协整结果分析。从表2可以看出．对广东省出口贸易影响最大的是贸易伙伴国的工业生产指数(实际收入水平),这表明当外部需求降低时广东省的出口会显著下降,这恰恰反映出广东省的外向型经济特点。人民币汇率对两类贸易方式的出口均产生负向影响,其中,加工贸易的汇率弹性为-2.543269,,一般贸易汇率弹性为-3.153786,后者受汇率变动影响更大。四、结论与政策建议本文利用计量经济模型测算了人民币汇率对广东省出口贸易结构的影响,研究发现：人民币实际有效汇率水平对广东省的出口有显著的负面影响,这表明,尽管经过几十年的发展,广东省出口贸易结构有了大幅改善,但是低成本的价格优势仍然在商品出口中扮演重要角色,人民币汇率变动引发的出口商品相对价格的变化不容忽视。这也是我国货币当局一直以来对人民币币值调整保持审慎态度的重要原因。从出口商品的具体种类来看,服装纺织类商品受汇率波动影响最大,弹性系数达到-3.555325,其他种类商品汇率弹性系数从高到低依次是高新技术产品、农产品和机电产品。从出口贸易方式来看,加工贸易比一般贸易更稳健,在人民币汇率变动的情况下,前者比后者出口波动幅度小。对此,本文提出以下建议：(1)在国家层面上,汇率政策实施要稳健。当前,我国通货膨胀问题较为严峻,国内外有些学者提出了用加快人民币升值步伐的治理通胀的办法。在全球经济复苏问题重重,人民币实际有效汇率对出口影响明显并且当前汇率水平不低的情况下,国家应适当控制人民币的升值幅度,保持我国经济稳步发展。(2)优化广东省产业结构。#p#分页标题#e#大力发展高新技术产业,加快产业升级。鼓励和引导企业进行科技资源整合,加大科研资金投入,提高技术创新的能力,对具备高精尖技术力量中小企业加大资金扶持力度。对省内重要的传统产业,比如纺织服装业,要注意引进高新技术进行提升,培育自主品牌,使出口的纺织服装产品高附加值化,提高出口产品竞争能力。(3)重视加工贸易的发展,大力鼓励一般贸易。一般来说,传统的、低端的加工贸易抵御汇率风险的能力不如一般贸易强,但是本文的实证检验表明,加工贸易的汇率弹性并不高于一般贸易,这可能是近些年来广东省不断升级加工贸易,提升其在世界加工产业链中的地位,使加工贸易开始逐渐从量变转向质变所致。所以,现阶段只要我们不断优化加工贸易产业结构,就能够充分利用省内自身资源禀赋持续发展。另外也应加大省内一般贸易出口的发展。一般贸易出口情况是衡量一个地区外贸出口综合竞争力和未来发展能力的重要指标,所以在推动加工贸易转型升级的基础上,有必要增强一般贸易出口的国际竞争力,促进两类贸易方式的协调发展

影响出生率的原因篇6

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