污界
范文一：影响中国人口历史变化的重要因素
影响中国人口历史变化的重要因素 一、中国人口总量的变化。
人教版中学历史教材中记载的人口数据有:秦朝2000万，西汉末近6000万，东汉和帝时期5300万，隋唐4600万，北宋1亿，清朝前期3(6亿，清朝晚期4亿，建国初5亿多……。这组人口数据说明，第一，人口总量的增长是中国人口发展史中最明显的特征;第二，人口总量的变化为波浪型增长。可以说，社会安定、经济发展，人口总量就会大幅度增长，如两汉、隋唐、北宋、清前期等。反之，社会动荡，经济凋敝，人口总量就会减少，如秦末、楚汉战争时期、两汉之交、三国两晋南北朝、明末清初等。因此，中国人口波浪型变化呈现出谷连着峰，峰连着谷的轨迹。第三，人口增长呈现加速增长态势。从以上数据可以看出，中国人口达到1亿用了几千年，达到3(6亿用了几百年，达到5亿多只用一百多年。
二、中国人口分布格局的变化。
远古以来相当长的时间里，黄河流域成为我国经济、政治的重心，人口分布呈现北重南轻的格局。三国两晋南北朝以来，北方政局动荡长期战乱，因此，中原人口多次大规模南迁，北重南轻的人口分布格
局逐渐被打破。特别是西晋八王之乱，持续时间长，破坏严重，加剧了阶级矛盾和民族矛盾，导致中原人口大量南迁，掀起了前所未有的移民浪潮，流徙人口在耶90万以上。唐朝安史之乱后，北人再次大举南迁。五代十国时期，北方混战不已，北人继续南迁。于是，南方逐渐成为全国经济的先进地区，人口数量也随之超过北方，南重北轻的人口分布格局最终形成。
三、影响中国人口历史变化的重要因素。
1(自然环境是人类生存和发展的基本条件。
自然环境包括地理、气候、水文、土壤等。只要有可能，人们总是寻求气候良好、土壤肥沃、水源充足的地方生存。中国历史人口起源于两河中下游地区，东南人口密度高于西北人口密度，这充分说明了自然环境对人口变化的重要影响。
2(以农业为主的经济影响人口的变化。
在农业生产力水平没有明显提高的情况下，扩大耕地面积，增加农作物品种和提高亩产量，都是增加粮食的重要途径。我们虽然不能将人口变迁完全归因于粮食的多少和农业生产的兴衰，但农业发展和粮食丰收肯定有利于人口增殖。每个朝代前期社会安定，农业发展，粮
食丰收，都伴随着人口的兴盛。北宋人口剧增，与南方农业发展，水稻品种增加不无关系。清朝前期人口的增长也与高产作物甘薯、玉米的广泛种植有密切关系。
3(社会环境与人口的变化休戚相关。
社会环境中战争、政策和人口统计制度等，对人口变化有较大影响。纵观中国历史上战争对人口的影响有三个方面，一是直接造成人口死亡和人口总量的减少。三国时期的“出门无所见，白骨蔽平原”就充分说明了战争的残酷性以及对人口的摧残。二是直接造成人口生存环境的破坏。翻开史书，屡有“室庐焚毁，田亩无主，荒弃不耕”。“人相食啖”的记载。三是造成在籍人口下降。长期战乱，造成大量人口迁徙。迁徙人口脱离原籍，使国家在籍人口减少。反之，社会安定有利于人民休养生息，增殖人口。前面所讲人口波浪型变化，就在一定意义上反映了战争与和平环境对人口兴衰的影响。
就政策而言，对广大农民来说土地政策和赋税政策是最重要的。只要政府将农民与土地结合，轻徭薄赋，放松对农民的人身控制，就有利于人口增殖。如均田制、租庸调制以及摊丁入亩的实施，对人口增殖都具有重要的意义。反之，土地兼并，赋税苛重，人身依附加强，人口总量就会减少，其中有饥俄而死，也有人口逃散和隐匿人口现象。前面所讲人口波浪型变化，又在一定意义上反映了政府经济政策变化
对人口兴衰的影响。
中国很早就建立了人口登记和调查制度。人口统计制度经历了历代的发展，不断完善，也成为影响历史人口变化的重要因素。虽然历代的人口统计或残缺不全，或有可能失真，但它为后人留下了珍贵的历史人口资料，成为我们了解中国人口历史变迁概貌的重要依据
范文二：中国人口生育变化及影响因素——基于第六次人口普查的分析
No(52012 2012年第5期
Vol_27 第27卷 南方人口
GeneralNo(113 (总113期)SOUTH CHINA POPULATl0N
中国人口生育变化及影响因素
——基于第六次人口普查的分析?
傅崇辉， 王文军2 曾序春3+
(1(广东医学院人文与管理学院，广东东莞523820;2(中国科学院广州能源研究所， 广
东广州510000;3(深圳市人口和计划生育科学研究所，广东深圳518000)
[摘要]本文在“六普”汇总数据的基础上，定量分析中国人口的生育水平、生育模式的变化和生育
变化的影响因素。研究发现，在生育水平持续下降的情况下，结构性因素逐渐成为左右未来中国生育
水平走向的决定性因素;生育模式正在向初婚初育间隔扩大，生育孩次向低孩次集中的方向发展;尽
管年龄别已婚生育率的变化使得中国一般生育率上升9(613,，在导致生育水平下降的各因素中，育龄
妇女年龄结构、婚姻状态等人口因素的影响显得越来越重要。研究结果对于正确理解我国的入口形势，
科学地规划和调整人口政策具有十分重要的意义。 [关键词]第六次人口普查;生育水平;生育模式;
影响因素
[中图分类号】c923 [文献标识码]A [文章编号]1004一1613{2012)05一000l一10
当代中国正处于前所未有的社会转型过程中，人口的生育行为也因此发生着深刻变化。中国实
行了三十年的计划生育政策、特别是独生子女政策对生育的影响在现阶段已充分表现出来，人口城
市化、女性受教育程度的提高等社会因素，以及育龄妇女年龄结构、婚姻状态等人口因素，都将对中
国当前和未来的人口生育产生或多或少的影响。在长期维持在低生育水平的情况下，中国当前的生
育水平、生育模式和生育的影响因素具有怎样的特点和变化，对于正确理解我国的人口形势，科学地
规划和调整人口政策都是十分重要的。本文拟在“六普”的基础，通过定量分析和定性分析相结合的
方法尝试性探讨中国人口在生育方面表现出的特点和变化，及其影响因素。
1 中国人口生育水平的特点和变化
1。1 粗出生率和一般生育率 第六次全国人口普查的时点是2010年11月1日，而生育情况
是指普查时点前一年内的出生人
数，因此需要把普查时点的人口总数折算成年中?人口数。为简化计算，假设人口出生和死亡都服从
均匀分布。结果显示，中国20lO年的粗出生率是9(36,。，比2005年下降了0(14,。。
一般生育率排除了性别结构和部分年龄结构的影响，它在反映生育水平的时候，比粗生育率更
精确一些。计算一般生育率也存在把育龄妇女人数调整到年中人数的问题。同样，假设育龄妇女的死
亡人数和单岁年龄组人口也是均匀分布。结果显示，中国2010年的一般生育率是33(31,o，比
2005
?基金项目:广东省社科基金一般项目(GDllcsH02)
$[收稿日期]2012一09一04 [作者简介]傅崇辉，广东医学院人文与管理学院讲师，博士，研究方向:人口分析
技术;王文军，中国科学院
广州能源研究所副教授;曾序春，深圳市人口和计划生育科学研究所所长，主任医师。
?这里的“年中”其实是指2010年4月1日。
万方数据
南方人口 2012年第5期
年的34(44,。下降了l，13‰。显然，一般生育率的分母不包括男性和非育龄妇女，排除了非历险人
群 的影响，受年龄结构的影响要比粗出生率小一些，表现出一般生育率下降的幅度比粗出生率的
下降 幅度更大的特点。
1(2年龄别生育率和孩次别生育率 为了排除育龄妇女年龄结构变动对生育量度的影响，可以
采用年龄别生育率。年龄别生育率为
(x，x+n)年龄区间的生育率，它是由年龄为(x，x+n)岁的妇女在当年生育的子女数，除以当年年中
年龄为(x，x+n)岁的妇女人数。由于人口普查的时点是10月30日，而非真正意义上的“年中”，需
要 将普查时点的各年龄妇女人数向后调整半年。
从图1可以看出，2000年年龄
生育的峰值最高，2005年次之，别
2010 年最低。而2000年年龄别生育
最小，2010年的方差最的方差
大(说明随着 年龄的增长，在达到
2000年年龄别生 峰值后(24岁)，
育率的下降速度也 最快(26岁后
就低于2005年的年龄 别生育率，
龄别生育 27岁后低于2010年的年 率。总体上看，如果将各年份 的时期
年龄别生育率构成假想队列(
2000年的育龄妇女完成生育过程的 31 2?25 32 33 34 35 40?7???一15 1?”，l’?20 21 22 23 2e:7 2I 2，30 3?37 30 3?40?1?I?3??5
速度最快，2005年的育龄妇女次之， 图l 2010年的育中国年龄别生育率对比图
数据来源:根据2010年第六次人口普查汇总数据计算而得。下同。 龄妇女最慢。这种生育模
式的差别最终将影响到生育水平(在 生育子女数受到计划生育政策限制的情况下，生育过程变慢
育水平的下降(曾毅，1991;Bongaarts J(，1999) 。意味着生育年龄推迟，从而导致时期生
年龄一孩次别生育率是各年龄育龄妇女生育第N孩人数分别除以各年龄妇女年中人数。它是
年龄别生育率分成不同孩次生育率的指标。从图2上看，中国人口是以一孩生育为主，一孩的生将
育峰 值年龄为24岁左右，三孩及以上一直没有成为主流。但是，30岁以后二孩生育率超过了一
孩生育 率(这其中包括两方面的内容，一是执行“一孩半”生育政策的妇女生育第二个孩子一般
右(另一方面，也不排除超生现象是集中发生在三十岁以后。 在30岁左
为了更清晰地说明年龄别生育的差异和特点，可以通过构建布拉斯的冈泊茨相关生育模型形象
地表现生育过程快慢和年龄别生育率曲线形状的变化，它能够较好的根据历史生育率数据建立本地
区的标准生育模式。另外。通过调控总和生育率，或生育中位年龄等人口学意义明确的参数，可以预
测未来的年龄别生育率，这对于以政策分析为目的的人口预测研究有着深远的意义。
冈泊茨相关生育模型是假设x岁的累积生育率与总和生育率之比服从冈泊茨分布:
F(x),TFR=exp(A×exp(Bx))。
x一1
其中F(x)=乞f(y);A、B为常数。 v=1 5
记标准年龄别累积生育率为Fs(x)，则根据冈泊茨假设，Fs(x)可以表示为:Fs(x),
TFRs=exp(A× exp(Bx))。标准年龄别累积生育率采用布拉斯标准生育率模式(w(Brass，1978)。
同时对F(x)和Fs(x)进行“gompit”转换，可以得到以下等式:
2
万方数据
中国人口生育变化及影响因素
Y(F(x),TFR)=(B,Bs)×
Ys(Fs(x),TFRs)+ln(一A)
(B,Bs)ln(一As) 一
记仅=ln(一A)一(B,
(一As);p=B,Bs Bs)ln
通过最小二乘法可以估算
出如表1的ol、B的值。
仅、D值的统计学意义是
明 确的，参数仅反映了生育
过程
您加的?弱?惦???筋加钙伯 5
的快慢，而生育的快慢程度是 o 1 5161 71 81 92021 22232425262728293031 323334353637383940414243444546474849
生育平均年龄或中位年龄来测
图2中国年龄一孩次别生育率对比图(2010年)
量的，仅小于0则说明实际人
口的生育年龄晚于标准人口的 生育年龄。中国2000、2005和2010年的仅都小于O，说明中国人
口这三个年份的生育年龄都晚于标 准人口的生育年龄，并且随着时间的推移，生育年龄也不断推
迟。B系数则可以解释为决定年龄别生 育率模式的离散程度或集中程度的参数，B小于(大于)l，则
育率分散程度大(小)，曲线的形状宽(窄)。中国人口的生表示实际人口的生育率比标准人口的生
育率模型中，只有2010年的B系数小于1， 其它两个年份的生育分散程度都比标准人口小，说明
开始较晚，结束也较晚，这与西方国家生育开始较晚、中国人口的生育模式有整体推迟的趋势，生育
结束较早的模式有明显的差别。
1(3 总和生育率和终身生育率
总和生育率(TFR)是指假定某一年龄队列的妇女按照当前(通常为某一年)的生育模式和生育
水平度过整个育龄期，并且在其间无一死亡(即都能活到育龄欺结束)，平均每名妇女将生育的孩子
数。
表1 冈泊茨相关生育模型系数 通过简单的计算可得，2000年的总和生育率为1(22，2010年的
总和生育率为1(18，十年问下降了O，04，基本与年龄别生育率的图 形所反映的信息相吻合。其
0(88，“镇”为1(15，“乡村”为1(44。总和生育率倒数前五名中，2010年“城市”的总和生育率为
的地区分 别是北京O(，7l、上海O(74、辽宁O(了4、黑龙江O(75、吉林O生育率最高的前五名(76。总和
地区分别是广西1(79、贵州1(75、新疆1(53、海南1(51、安徽1(48。中国生育水 平的地区不平衡
性明显存在。
中国当前的总和生育率已经到了超低的水平。2010年的《世界人口数据表》显示:2010年全球平
均每个妇女生2(5个孩子，发达国家为1(7个，欠发达国家为2(7个，最不发达国家为4(5个，而
扣除 中国后的欠发达国家为3(1个。中国的总和生育率不到世界平均水平的一半，而且比发达国
均水平还要低许多。 家的平
但是，如此之低的生育水平是否能够真实反映中国的实际情况?其实，对中国生育水平的争论由
来已久，特别是2000年人口普查后。2000年人口普查调查的总和生育率为l，22，国家人口计生委
和
《国家人口发展战略研究》认为在1(8左右，即便此后国家统计局和国家人口计生委的调查所得到的
总和生育率都在1(4和1(6以内，国家人口计生委认定的调查结果与实际调查结果仍有一定差
距， 只有2006年国家人口计生委的调查是一个例外，当时调查的总和生育率为1(87，与国家人口
计生委 一贯认定的生育水平接近。
1
万方数据
南方人口 2012年第5期
2010年全国人口普查调查的育龄妇女的总和生育率为1(18，但国家统计局对第六次人口普查
作 出“根据事后质量抽查，2010年人口普查漏登率为0(12,，总体质量较高。但有些指标(如出生人
口、 死亡人口和按分年龄妇女生育率计算的总和生育率)现场登记难度较大，漏报率要相对高一些”
的说 明，因此，根据目前的调查数据已经很难比较准确或毫无争议地判断育龄妇女生育水平的变
动，但找 到总和生育率变动的上限仍然具有重要意义。以往的研究发现，我国生育政策的城乡二
元结构和生 育转变的发生过程的区域差异。使得乡村育龄妇女的生育水平一直而且稳定地高于城
镇育龄妇女的 生育水平:从受教育程度划分来看，小学及以下文化程度的育龄妇女的生育水平一直
上育龄妇女的生育水平。从现有调查数据来看，2000年人口普查乡村育龄妇女高于初中及以
1(43，乡村小学及以下育龄妇女的总和生育率为1(49。考虑到城镇人口所占比例的总和生育率为
在45,以上，根据
2000年全国人口普查数据可以推断，当时全国育龄妇女的总和生育率应该在1(43以内，超过乡村
学及以下育龄妇女总和生育率1(49的可能性几乎不存在。同样道理，2010年人口普查调查的全小
国乡 村育龄妇女的总和生育率为1(44，据此断定，2010年全国育龄妇女的总和生育率应该在1(44
以内， 超过2010年乡村小学及以下育龄妇女总和生育率1(64的可能性几乎不存在。另外，
2010年人口普查的年龄结构等信息间接估计2000—2010年中国育龄妇女的生育水 还可以根据
估计结果表明，2000年的总和生育率在1。34左右，2005年的总和生育率在平变化的历史，
1(43左右，2010年的总 和生育率在1(29左右。简而言之。根据现有数据保守地估计2010年时
期总和生育率应该在1(44以 内，超过1(64的可能性极小(王广州)。
终身生育率是指任何一个妇女年龄队列度过生育期的实际平均生育子女数。如果每个妇女都严
格执行计划生育政策，终身生育率就等于政策生育率。通过图3可以看出，2010年20岁以前的年
别累计生育率与活产子女数曲线是基本重合的，20岁以后，随着年龄增长两者的差异逐渐扩 龄
大，到 49岁时，活产子女数为1(91(可看作当年49岁组的终身生育率)，而累计生育率(TFR)仅力
者相差60,多。如果说49岁队列的妇女还有部分没有受到计划生育政策的影响，可 1(18，两
终身生育率，那么45岁队列的妇女则全部生育期都是在计划生育政策实施后渡过的能会有更高的
?，其终身生育 率(1(79)依然比20lo年的总和生育率高出50,多。比政策生育率(1(47)(王广州)
高出将近22,。35 岁组妇女?的终身生育率(1(46)比较接近政策生育率，如果忽略未婚、未育、不
孕，以及35岁以后生 育的情况。中国计划生育政策的执行效果在上世纪90年代以来得到一定的改
观。
从现行生育政策的长期效果来看，由于中国的城乡二元结构和城乡采用城镇非农业人口独生子
女、农村农业人口“一孩半”或二孩以及“双独”二孩的主要现行生育政策结构，该政策受人口结拇I生变
动影响结果是(随着人口城镇化进程的
加速、迁移流动人口规模持续增加和人
口产业结构的变化。使得农业人口比例
持续下降，因此。即使现行生育政策不
变，由于人口构成的变化，该政策客观
上将是持续促使育龄妇女总体生育水
平下降的政策，换句话说就是，稳定现
行生育政策的长期效果是促使育龄妇
女总体生育水平持续下降，即便是现行
生育政策稳定，育龄妇女总体生育水平
图3 年龄别累计生育率与活产生子女数比较 也不可能稳定(王广州)。
?中国是1980年开始全面实施计划生育政策。
4
万方数据
中国人口生育变化及影响因素
2、中国人口生育模式的特点和变化
2(1 生育年龄
根据第五、六次全国人口普查汇总数据可算出，2010年中国育龄妇女的平均生育年龄为
28(18 岁，2000年为26(29岁，平均生育年龄推迟了1(89岁。如果以一孩平均生育年龄近似代
替平均初育 年龄，2010年中国妇女的平均初育年龄为26(24岁，2000年为24(83岁，两者相差
1(41岁。中国育龄 妇女平均生育年龄推迟的逻辑过程可以认为是平均初婚年龄推迟导致平均初育
育年龄推后又将影响到多孩生育的时间。 年龄推后，而平均初
通过对比2000年和2010年分孩次的中位生育年龄、第一四分位和第三四分位年龄的差
够更清晰的展现平均生育年龄推迟的内在规律。 异(能
由表2可见，2000年和2010年育龄妇女第一孩平均生育年龄的差异较小。第一四分位和中
位 生育年龄略有推迟，而第三四分位推后的幅度略大，但它也比二孩、三孩的第三四分位推后的
小得多。生育年龄推迟幅度最大的是三孩生育，第一和第三个四分位的推迟幅度差达到2(63 幅度
岁，也 就是说生育三孩的生育期延长了。从总体上看，生育年龄推迟的幅度与二孩生育的推迟幅
近，表明2010年育龄妇女的平均生育年龄取决于第二孩平均生育年龄。二孩生育年龄推 度比较接
迟一方面受 到一孩生育年龄推迟的直接影响，另一方面受到一孩和二孩生育间隔延长的间接影响。
童!竺!兰竺竺竺坌竺翌些!!竺竺塑!!!! 兰! 生育间隔是指生育第n+1孩
的妇女的平均生育
耋觳鬻簇差言霭曦意惹瓣一
年龄，与她们—_———竺翌—一—————翌竺———一
数据)一般不包括计算生育间隔 30(47 25(57 27(47 33(42 36(8l 27，66 32(67第三四分位30(38
方法计算初婚初育间隔， 的信息。本文利用Ryder(1969)的 2010一2000
只需要o(16 o(30 1(51 知道平均初婚年龄、第一四分位o(37
育年龄和从0孩到1(35 o(52 l。09 2(75 中位年龄 一孩平均生
4(14 1(89 2(95 第三四分位2(71 1孩的孩次递
进比(a0)。许多研究表明(曾毅， 数据来源:根据2000、2010年人口普查汇总数据计算而得。
1993;解振明，1992)，中国的O孩 到1孩的孩次递进比接近于1，可以假设2010年中国0孩到1
初育间隔的具体计算公式如下:置(。一夏(1)=(茏，。+j),a。+[(1孩的孩次递进比为0(95—0(99。初婚
一ai)(夏(2)一贾?),ai]
式中左边是生育第i+l孩的平均年龄与生过第i孩后继续生育的妇女生育第i孩的平均年
差。这正是要估算的平均生育间隔。如果ai一1，那么式中右边第二项近似等于零。此处取i- 龄之
0，也就 是初婚初育间隔。
通过计算可得，2010年中国育龄妇女初婚初育间隔为3(72—3(88年，2000年为3(61年，十
年间 初婚初育间隔增加了0(11—0(27年。生育间隔除了受到孩次递进比的影响外，平均初婚年龄
和平均 初育年龄是否同步变化也是影响因素之一。2010年和2000年相比，平均初婚年龄推迟了
1(48岁，平 均初育年龄推迟了1(61岁，两者相差O(13岁。可见，中国当前初婚初育间隔扩大
的主要原因是初育 年龄推迟大于初婚年龄推迟的结果，从理论上说，这种变化有利于时期生育水平
的进一步降低。 万方数据
南方人口 2012年第5期
生育的孩次分布是指各年龄妇女所生育孩子中，各孩次人数所占的比例，孩次分布既反映当前
的生育模式，也体现历史生育的累积效应。 从图4和图5来看，中国妇女生育的孩次分布的一般特
点是低龄低孩次，向高龄高孩次缓慢过
渡，这是由人口的生理特点所决定。但这种过程在2000年和2010年间还是发生了一定的变化。
首 先，一孩所占的比例由2000年的单调下降转变为2010年的先降后升。随着初婚年龄的推迟，
越来越 多的妇女选择在生育旺盛期后开始初育，这种补偿性生育使得2010年的一孩生育所占的
比例在44 岁再次超过二孩生育。其次，一孩和二孩所占比例的平衡点后移，由2000年的28岁
的30岁。这种推移现象的产生主要受到两方面的影响，一是初育年龄的推迟，必然 推后到2010年
导致二孩生育的 推迟;二是生育间隔的扩大使得二者的平衡点后移。再次，三孩生育的比例越来越
少。到2010年(三 孩生育的比例在整个生育期都没有超过一孩和二孩的比例，而在2000年这个
过一孩、二孩的比例，成为高龄生育的主体。发生这种孩次分布的变迁既是比例还在40岁以后超
社会发展的产物(从某种 意义说又有计划生育政策的作用。
3、中国人口生育的影响因素
3(1 受教育程度与生育孩次
从各受教育程度的不同孩次频率分布可以初步判断文化水平高低的生育差别，由表3可以
出，随着受教育程度的提高，多孩生育明显减少，未上过学和小学文化程度的妇女生育三孩的比看
显高于其它文化程度的妇女，大专及以上文化程度的妇女二孩生育也明显减少。受教育程度 例明
的抑制作用可以理解为:妇女受教育程度越高，用于学习的时间越长，相应的初育年龄也更对生育
大。另外， 一般来说，受教育程度高的妇女的社会经济地位也较高，她们生育子女的机会成本也就相
应更高，在 这两方面因素的共同作用下，受教育程度对生育行为产生了抑制作用。
鉴于以上结论是来自抽样调查的数据?，它是否在统计上可以推广到总体，需要进行统计检验。
受教育程度与生育孩次的频次分布见表4;并采用以下统计量进行检验:
____?__________________——
z:一鱼一、,型当,N(o ，1)V n
、,1一 G2
其中:G=塑，n为样本量，。 n。为同序对的数目，n。为异序对的数目
1 l O 9 O 9
O 8 O 8
O 7 0 7 O 6 0 6 0 0 5
0 p 。4 O 4
O 3 O 3
O 2 O 2
O l O l
年龄 年龄o? ??????????? o? ???n，,???????
。
图4 图5 中国妇女生育孩次比例(2010年) 中国妇女生育孩次比例(2000年)
6
万方数据
中国人口生育变化及影响因素
经计算得:G=一0(56(z=一247(95，[Z》>乙晒=1(96)，G可以推广到总体。
根据Gamma序列相关系数的意义，可以在统计上认为受教育程度与生育孩次呈负相关关系，
也 就是说受教育程度越高，生育的孩次越低，上述频率分布观测的结论得到了检验。
3(2城乡差别与生育孩次
从表5看，不论是城市，还是镇、农村都是以一孩生育为主，但一孩生育占比最高的是城市，而
二孩和三孩占比最高的是乡村，镇的多孩生育所占的比例居中。从这种分布情况可以推测，中国的生
育水平是农村高于镇、镇高于城市，城乡生育差异明显。其实，中国多数地方实行城乡差异化的生育
政策，农村地区普遍执行“二孩”或“一孩半”的生育政策，客观上造成了农村地区较高的生育水平，
而“镇’’作为城市和农村的交叉地带，既有农村户籍的人口，也有城市户籍的人口，因而它的政策生
育率介于城市和农村之间。另外，城市、镇和农 表3 中国人口生育孩次与受教育程度的频率分布
村的生活、生产方式的差异也使得城乡之间生
单位:,
育观念的差别客观存在，尽管这种差别在城乡
一体化的潮流中不断弱化。 同样，这种通过列
联表观测的特征也需要
进行统计检验。如果不同类型地区的生育孩次
具有相同的分布，那么样本问的累积频率差是
不会太大的。令Dl为不同类型地区之间一孩
的 累积频率差，D2为不同类型地区之间二孩
的累 积频率差，D3为不同类型地区之间三孩
的累积
频率差，D=Max(Dl，D2，D3)为最大绝对值差 表4 中国人口生育孩次与受教育程度的频次分布 值。
单位:,
统计量:xz=4Dz+( 盟)，其n，、n:为不同
n1十n2
类型地区的样本量。当样本量足够大时，数学上
可以证明，统计量X2服从xz(2)分布。通过
算可知:X2>>x20，o。5(2)=10(597，因此，可以计
在统
计上认为城市与镇、城市与农村、镇与农村之间
表5 中国人口生育孩次与城乡的频率分布 单位:,
的生育孩次具有明显的差异(见表6)。
3(3一般生育率的因素分解
生育水平下降受到各种社会环境因素的影
响，而这些外在因素最终还要是通过人口因素
而产生作用，本节在数据可获得性的基础上，通
表6 过对一般生育率下降的因素分解，希望能对中 中国人口生育孩次和城乡差别的统计检验指标
国目前生育水平下降的人口因素有一个直观的
把握。
要比较不同地区或时期的一般生育率的变
化，进行标准化是十分必要的。本节运用三标准
化方法对中国一般生育率(GFR)在2000年
到 2010年间的变化进行分析。定量分解年
龄结
?第六次全国人口普查的生育数据是长表数据，抽样比约为0(096。
万方数据
7
南方人口 2012年第5期
构、已婚比例和已婚生育率三个因素对中国一般生育率变化的贡献。三标准化方法的思路是:
49 49
?w(x)f(x) ?w(x)m(x)fm(x)
:?c(x)m(x)fm(x)? GFR- 导W W x=l 5
其中，C(x)为x岁妇女占育龄妇女的比例;m(x)为x岁已婚妇女占x岁妇女的比例;fm(x)
岁已婚妇女生育率。记20lO年的各种参数为GFR。、C:(x)、m2(x)、L(:(x);2000年的各种为x
参数为 GFR。、C。(x)、m。(x)、fm(。(x);2010年和2000年各参数之差记为?C(x)、?m(x)、?fm(x)，则:
49 49 11 1(1
GFR2一GFR，=乞c:(x)m:(x)fm，2(x)一乞c1(x)m-(x)fm ，1(x) x=1 x=l 5 5 49 49
=二c:(x)m:(x)fm，:(x)一乞[c:(x)一?c(x)][m:(x),?m(x)][fm，: (x)一?fm(x)]
x=l x=1 5 5
整理可得:
GFR:一GFR，=育龄妇女年龄结构的影响+育龄妇女婚姻状态的影响+已婚生育水平的影响+交叉
作用的影响。
其中，育龄妇女年龄结构的影响=??c(x)m:(x)fm(:(x);育龄妇女婚姻状态的影响=?C:(x)
?m(x)fm(:(x);已婚生育水平的影响=?C:(x)m:(x)?fm(x);交叉作用的影响=??C(x)?m(x)
?fm(x)一??C(x)?m(x)fm(:(x)一??C(x)m:(x)?‘(x)一?C:(x)?m(x)?fm(x)。
“标准化”分析结果表明，受计划生育政策执行以来出生人口数量下降的影响(2010年24—37
岁 年龄段各单岁组妇女占育龄妇女的比例有不同程度的下降，育龄妇女年龄结构的影响使得
的一般生育率比2000年下降3(182‰，占2000年一般生育率的8(812,。 20lo年
婚姻状态的影响使得2010年的一般生育率比2000年下降了4(784,。，占2000年一般生育
率的 13(251,。此处婚姻状态的影响主要是指已婚比例的变化，它是历史婚龄变化的结果在2010
积反映，结婚年龄(尤其是初婚年龄)推迟是导致这种现象的主要原因。 年的累
2010年已婚生育水平比2000年有一定程度的提高，其影响使2010年的一般生育率比
上升了3(471个千分点，占2000年的一般生育率的9(613,。当然，此处由于受数据的限2000年
制，在计算 已婚生育率的时候，把所有的生育当作婚内生育是会产生一定的误差(主要是高估)，但
这种误差是 十分有限的，因为中国的文化传统和计划生育政策都不支持非婚生育。
另外，交叉作用的影响使2010年的一般生育率比2000年上升了1(701个千分点，占2000
般生育率的4(7l l,。 年一
从全国情况看，导致2010年一般生育率下降的第一位的因素是婚姻状态的影响，第二位的因
素 是育龄妇女年龄结构的影响，而已婚妇女生育水平不但没有使2010年的一般生育率下降，反而
增加了。中国目前还保持比较高的在婚率，一直保持在70,以上的水平波动。大大高于西方使其
发达国 家的在婚率，也就是说还存在进一步下降的空间，这也是影响我国未来人口生育的强有力的
潜在因
表7 2叭0年和2000年一般生育率变化的影响因素 单位:‰
数据来源:根据2010年、2000年人口普查汇总数据计算而得。
?由于原始数据还未公布，同时考虑中国的非婚生育现象比较罕见，假设出生人口全部为婚内生育。
8
万方数据
中国人口生育变化及影响因素 素。可见，在我国当前长期维持低
生育水平的情况下，一般生育率的变动(增加或减小)主要来自结构
性因素，而年龄别已婚生育率等内生性因素所起的作用十分有限。
4小结
尽管中国人口在一个较长的时期内一直保持着较低的生育水平，但不同时期低生育水平的特点
也各不相同，近lO年来，我国人口呈现出如下特点:
一、生育水平持续下降，结构性因素逐渐成为左右未来中国生育水平走向的决定性因素。2000
年至2010年间，中国人口粗出生率和一般生育率保持温和下降的态势，而年龄别生育率则表现出生
育过程变慢，生育开始较晚、结束也较晚的特点，这与西方低生育水平国家生育开始较晚、结束较早
的模式有明显的差别。中国在长期维持超低的总和生育率的情况下，2010年又有一定程度的下
降( 但它与中国当前的终身生育率之间存在较大的差距。根据人口普查的信息间接估计(2010年
生育率在1(29左右，保守地估计2010年的总和生育率应该在1(44以内，超过1(64的的总和
可能性极小。 稳定现行生育政策的长期效果是促使育龄妇女总体生育水平持续下降，即便是现行生
育政策稳定， 育龄妇女总体生育水平也不可能稳定。
二、中国的生育模式正在悄然发生变化，生育年龄、生育间隔、生育孩次正在向着“晚、稀、少”的
方向转变。与一般的低生育水平人口生育模式相似，在平均初婚年龄推迟的影响下，中国育龄妇女的
平均生育年龄也不断推迟，同时伴随着初婚初育间隔扩大，生育孩次向低孩次集中的趋势(这种生育
模式的变化契合了中国低生育水平的现实。
三、受教育程度和城乡分布等社会因素对中国人口的生育继续产生显著性影响的同时。育龄妇
女年龄结构、婚姻状态等人口因素的影响显得越来越重要。受教育程度高和低的妇女在生育上存在
明显的差别，多孩生育主要发生在受教育程度低的妇女身上。受城乡差异化的生育政策和生育观念
的影响，中国城乡生育也体现出一定的差异，总体上表现为城市的生育水平低，乡村的生育水平高。
镇的生育水平居中的状态。另外，一般生育率下降的因素分解发现，导致中国一般生育率下降的第一
位的因素是婚姻状态，第二位的因素是育龄妇女的年龄结构，而已婚年龄别生育率甚至还起到了相
反的作用。可见，一般生育率的变动(增加或减小)主要来自结构性因素，而已婚年龄别生育率等内生
性因素所起的作用十分有限。
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sixth and on the data of the this the the 1(actoI_s Based Abstract: census， level，fbnility paper analyzes fertility pattem，
behavior is found that under the continual decline of factors are rate，stnlctural iIlfluencing fertility quantitatively(It fertility
t0 first is cmcial the the inten，al between and change， enlarging， becoming fertility ma?iage and矗rs,childbearing
the in it rate has children bom tend to be the child most families( shows that the ma而tal first fertility age—spec曲c
in status resulted the ma五tal are increase of rate that the stmcture锄d 9(613,， general fertility by age increasingly
to of The is understand the factors tendency fertility population “bcting fenility( changes gleat s逗ni右cant important
the and of the in china(deVelopment proper adjustment population policies
factorNational words:6th census， Key Fertility level，Fertility pattem，Innuencing
lO
万方数据
范文三：新疆人口生育水平的变化及影响因素分析-社会学人类学中国网
【研究报告】
新疆人口生育水平的变化及影响因素分析
1王朋岗
生育是人口自然变动的基本原因，在死亡水平相对稳定的条件下，生育是人口增加或减少的关键。人口的生育水平在很大程度上决定着一个国家或地区未来的人口规模和结构。陈友华、陆建新研究发现，我国低生育率格局并非整齐划一，而是有着显著的差异性和不平衡[1]性。喻晓利用上世纪90年代面板数据分析了计生政策对各地区生育率的影响，认为经济社会发展水平对经济较先进的东部地区的生育率有显著影响，但对经济落后的中、西部地区
[2]影响作用不明显。本文利用第六次全国人口普查(以下简称“六普”)有关生育的数据对新疆人口生育水平的影响因素进行分析，也得出了基本一致的结论。
2一、新疆人口生育水平与生育模式的变化与现状
1.生育水平继续下降，但在全国仍处于较高水平
“六普”数据显示，新疆育龄妇女(15,49岁)规模为646.18万人，与2000年“五普”时相比增加了136.51万人，增长26.78%。同时，新疆育龄妇女一般生育率为49.91‰，比“五普”的68.42‰下降了18.51‰，而“四普”时这一指标为99.78‰。这说明2000年以来新疆的人口控制工作成效显著，育龄妇女生育水平持续下降。
“六普”数据又显示，与全国其他省市相比，2009年11月1日至2010年10月31日新疆共出生322 653人，人口出生率为14.79‰，仅次于广西(15.54‰)和西藏(15.23‰)，在全国排第3位，远高于全国平均水平(10.38‰)。而新疆的总和生育率为1.53，仅次于广西(1.79)和贵州(1.75)，也在全国排第3位。可见，与其他省市横向比较，无论是人口
3出生率还是总和生育率，新疆在全国都位居前三，当前新疆的人口生育仍处于较高水平。
2.生育模式变化较大，但模式曲线与全国相比显得“高而宽”
1 作者为北京大学博士研究生,石河子大学讲师,研究方向:人口经济学、民族社会学。
?此节分析中所用“五普”和“四普”数据来源于参考文献[3],“六普”数据引自参考文献[4]78,79页。
250.00
200.00
150.00 六普
五普
100.00 四普
50.00
0.00
151719212325272931333537394143454749
图1 新疆“六普”、“五普”与“四普”生育模式曲线
由图1可见，整体上新疆“五普”和“六普”生育模式曲线被“四普”曲线所包裹，“六普”曲线也基本被“五普”曲线所包裹，但是“六普”曲线中30岁后育龄妇女年龄别生育率曲线稍微超出了“五普”的曲线。也即与“五普”和“四普”相比，“六普”生育曲线变得更“低”，但稍微有点变“宽”。表1也显示，新疆育龄妇女的生育率峰值年龄继续推迟，峰值生育率继续下降。“四普”时新疆育龄妇女的生育率峰值年龄为24岁，峰值生育率为229.31‰;“五普”时生育率峰值年龄为25岁，峰值生育率为182.1‰;“六普”时生育率峰值年龄为26岁，峰值生育率为113.14‰。另外，生育年龄变得较为分散。“六普”的育龄妇女年龄别生育率30岁以前除16岁外所有年龄都低于“五普”，但30岁以后所有年龄的生育率都高于“五普”。其次，较高生育水平的维持时间大为缩短。“四普”时0.2生育率水平(即年龄别生育率在200‰,300‰之间)涵盖4个年龄组，而“五普”和“六普”时均未出现这一生育率水平;“四普”时0.1生育率水平(即年龄别生育率在100‰,200‰之间)涉及12个年龄组，“五普”时下降为10个年龄组，“六普”时下降为5个年龄组。
表1 “四普”、“五普”和“六普”新疆育龄妇女年龄别生育率 (岁，‰)
年龄 四普 五普 六普 年龄 四普 五普 六普
15 1.48 0.07 0.00 33 101.74 40.51 48.40
16 5.95 0.36 0.69 34 110.28 30.04 45.01
17 23.83 4.50 4.30 35 87.97 29.76 39.99
18 50.74 19.41 15.85 36 77.29 20.95 29.93
19 104.19 54.46 34.76 37 76.92 12.65 22.73
20 111.77 125.33 70.81 38 60.32 13.54 22.29
21 154.10 129.39 80.06 39 73.81 10.81 12.69
22 178.65 159.78 87.09 40 45.14 11.78 16.17
23 214.27 161.55 90.65 41 40.03 5.73 8.97
24 229.31 177.20 97.36 42 27.40 4.82 8.75
25 222.44 182.10 105.45 43 23.67 3.21 6.53
26 200.46 169.78 113.14 44 27.95 2.85 6.54
27 193.56 156.86 103.12 45 16.13 4.60 5.60
28 163.32 141.43 108.98 46 10.83 1.65 5.04
29 174.47 115.13 85.92 47 9.33 1.45 5.61
30 131.77 92.35 100.54 48 5.79 1.89 6.43
31 121.85 67.30 68.66 49 7.64 1.66 3.20
32 106.03 53.19 65.94
从图2可见，新疆育龄妇女生育模式曲线与全国的曲线相比显得“高而宽”。比较表2
中具体的年龄别生育率也可见，新疆除24岁的育龄妇女年龄别生育率低于全国平均值外，
其他所有年龄的生育率都高于全国。另外，新疆育龄妇女的峰值生育率年龄为26岁，高于
全国的24岁，但峰值生育率为113.14‰，高于全国的99.09‰。
120
100
80
自治区60
全国40
20
0
151719212325272931333537394143454749
图2 “六普”新疆和全国的生育模式曲线
表2 “六普”新疆和全国育龄妇女的年龄别生育率 (岁，‰)
年龄 自治区 全国 年龄 自治区 全国
15 0.11 34 45.01 32.12
16 0.69 0.86 35 39.99 26.47
17 4.3 3.21 36 29.93 22.67
18 15.85 8.42 37 22.73 18.66
19 34.76 14.40 38 22.29 15.45
20 70.81 34.54 39 12.69 11.88
21 80.06 57.30 40 16.17 10.81
22 87.09 71.33 41 8.97 7.66
23 90.65 92.51 42 8.75 7.87
24 97.36 99.09 43 6.53 5.73
25 105.45 91.58 44 6.54 5.10
26 113.14 89.83 45 5.6 4.83
27 103.12 79.79 46 5.04 4.26
28 108.98 86.01 47 5.61 4.93
29 85.92 72.97 48 6.43 5.53
30 100.54 59.79 49 3.2 3.72
3.出生孩次结构中，二孩和三孩及以上比例较高
由表3可见，从“四普”到“六普”，新疆出生人口中，三孩及以上比例持续降低，二
孩比例持续上升，一孩比例则波动并有所下降。另外，与全国相比，新疆的三孩及以上比例
远高于全国，二孩比例与全国接近。
表3 “四普”、“五普”和“六普”新疆的出生孩次结构 (%)
一孩比例 二孩比例 三孩及以上比例
四普 33.96 20.90 45.14
五普 57.47 25.72 16.81
六普 53.62 31.77 14.61
表4 “六普”新疆和全国出生孩次结构 (%)
一孩比例 二孩比例 三孩及以上比例
新疆 53.62% 31.77% 14.61%
全国 62.17% 31.28% 6.55%
二、影响新疆妇女生育水平的因素分析
影响妇女生育水平的因素很多，概括起来主要有两个方面:一是各种人口学因素，如育龄妇女的初婚年龄、在婚比例、已婚年数和曾生育子女数以及在婚妇女的避孕比例等;二是与社会和经济环境有关的各种因素，如育龄妇女的受教育程度、收入水平、宗教信仰、职业和对家庭规模的态度以及计划生育政策执行情况等。其中，人口学因素是影响妇女生育水平的直接因素，社会和经济环境相关因素则是间接因素，后者通过前者来影响妇女的生育水平。基于数据的可得性并结合新疆人口的特殊性，本研究主要选取2010年新疆14个地(州、市)的少数民族人口比重、领证率、三孩及以上孩次比例、人均GDP、育龄妇女总和生育率5个指标，从少数民族人口比重、计划生育利益导向政策执行情况、经济发展水平三个方面来分析它们与新疆人口生育水平的相关性，并着重分析妇女受教育程度和职业对生育水平的影响。只是因样本数量的限制，本文仅对影响生育水平的因素和生育水平做了双变量相关分析，没能进一步进行多变量回归分析，因此，这些因素对生育水平的影响可能存在不确定性。
表5 2010年新疆各地(州、市)经济发展水平、计划生育工作和妇女生育情况
地区 少数民族人领证率 三孩及以上孩人均GDP 总和生育率
口比重 次比例
全疆 59.52 34.83 14.61 25057 1.53
乌鲁木齐 25.09 50.17 5.43 43039 1.02
克拉玛依 18.35 75.87 3.15 121387 0.99
吐鲁番 74.98 32.27 10.94 29828 2.14
哈密 30.65 64.76 4.11 29375 1.16
昌吉 24.69 47.52 6.78 35554 1.38
伊犁 64.78 33.33 14.30 19479 1.61
塔城 34.27 41.82 4.27 23562 1.36
阿勒泰 61.45 42.42 6.55 22406 1.32
博州 35.04 40.55 6.48 27374 1.41
巴州 40.71 37.94 9.71 46955 1.69
阿克苏 77.11 20.43 14.70 15872 1.60
克州 93.22 32.47 27.86 7202 1.73
喀什 92.00 22.58 22.96 8748 1.74
和田 96.41 27.76 18.38 5181 1.86
说明:表内人均GDP、领证率数据来源于参考文献[5]，其它指标数据来源于参考文献[6]321页。
表6 新疆“六普”妇女生育水平统计指标与2010年各地(州、市)计划生育统计指标
的Spearman相关系数
三孩及以上孩总和生
领证率 次比例 人均GDP 育率
少数民族人口比重 -.903** .895** -.846** .837**
领证率 -.881** .710** -.868**
三孩及以上孩次比例 -.732** .851**
人均GDP -.543*
说明:*表示在置信度(双测)为 0.05 时，相关性显著;
**表示在置信度(双测)为 0.01 时，相关性显著。
1.少数民族人口比重对生育水平的影响
目前，学者的研究普遍认为，依靠行政措施约束的计划生育政策对我国妇女生育水平有较大制约作用，而这一作用因生育政策在城乡间存在差别而有所不同。新疆作为多民族地区，
计划生育政策不仅在城乡之间差异很大，且在不同民族之间差异也很大。1992年7月1日发布的《新疆维吾尔自治区计划生育办法》(2003年起被《新疆维吾尔自治区人口与计划生育条例》取代)规定:“城镇汉族居民一对夫妻可生育一个子女，少数民族居民一对夫妻可生育两个子女。汉族农牧民一对夫妻可生育两个子女，少数民族农牧民一对夫妻可生育三个[3]182子女”。“六普”数据显示，新疆常住人口为21 815 815人。就城乡构成看，城市人口为6 071 803人，占总人口的27.83%;镇人口为3 263 949人，占总人口的14.96%;乡村人口12 480 063人，占总人口的57.21%。就民族构成看，汉族人口为8 829 994人，占总人口的40.48%;少数民族人口为12 985 821人，占总人口的59.52%。且城市、镇和乡村人[4]134-135口中少数民族人口分别占26.99%、45.67%和78.98%。据此推算，新疆一孩生育政策所覆盖的人口大约为6 206 326人，占总人口的28.45%;二孩生育政策所覆盖的人口大约为5 752 733人，占总人口的26.37%;三孩生育政策所覆盖的人口大约为9 856 753人，?4占总人口的45.18%。可见，新疆人口中乡村人口比重高、且其中少数民族人口比重高的格局与现行生育政策密切相关，并由此导致了新疆人口较高的生育水平。表6的计算结果也显示，少数民族人口比例与总和生育率之间呈高度的正相关关系(相关系数为0.837)。说明导致这一结果的真正因素是新疆实行的城乡之间、民族之间差别化的计划生育政策，也就是说，目前新疆计划生育政策与生育水平之间存在高度的相关性。
2.计划生育利益导向政策的执行情况对生育水平的影响
在新疆，汉族人口实施计划生育政策基本与全国同步，其人口生育水平下降较快，汉族妇女的总和生育率1982年“三普”时为2.02，1990年“四普”时下降到1.53，2000年“五?普”时进一步下降到1.45，2010年“六普”时则下降到1.00。新疆自1989年开始在少数民族人口中推行计划生育政策，此后，少数民族人口生育水平出现下降，出生率由1990年的31.86‰下降到2000年的16.58‰，总和生育率由1990年的4.51下降到2000年的[7]2892.56。进入新世纪以来，为了进一步稳定低生育率和减少人口过快增长，在国家大力支持下，新疆已基本形成以农村部分计生家庭奖励扶助制度、“少生快富”工程、计生家庭特别扶助制度、南疆三地州农村计生家庭特殊奖励制度和升学加分政策、提高新农合报销比例为主体，各地、各部门制定出台的计生奖励优惠优先政策为补充的计划生育利益导向政策体系。其中力度最大和新疆独有的是南疆三地州农村计生家庭特殊奖励制度，该项自治区人民政府从2007年起实施的专门面向喀什、和田地区及克孜勒苏柯尔克孜自治州的计生奖励政策，对按照《新疆维吾尔自治区人口与计划生育条例》规定可生育三孩的农村少数民族中自愿少生育一个孩子、领取了《计划生育父母光荣证》，或自愿少生两个孩子、已领取《独生子女光荣证》的夫妻，第一年一次性奖励3 000元，此后每人每年可领取720元奖金(从2011年起增加为1 200元)，直至终老。该政策最初只在南疆三地州的24个县市实施，2010年扩面增加了三地州以外的26个边境县、贫困县，2011年又增加了20个农村少数民族人[8]口占50%以上的县市。这项奖励政策的实施为南疆地区在宽松的生育政策下把生育率降到更替水平发挥了巨大作用。因此，我们选取领证率(指当地领取《计划生育父母光荣证》和《独生子女光荣证》的人口占总人口的比重)和三孩及以上孩次比例这两个指标来衡量计生利益导向政策执行情况对生育水平产生的影响。从表6的计算结果可见，上述两项指标与总和生育率之间有高度的相关关系，相关系数分别为-0.868和0.851。这说明，计生利益导向政策的执行情况越好，三孩及以上孩次比例就越低，总和生育率也越低。
3.经济发展水平对生育水平的影响
新疆总体上在全国属经济欠发达地区，但是全疆各地(州、市)社会经济发展水平很不平衡。由表5可见，南疆的阿克苏地区、克孜勒苏柯尔克孜自治州、喀什地区、和田地区经济相对落后、生态环境较差、少数民族人口比例高，因而其育龄妇女生育水平也相对较高，总和生育率在1.60,1.86之间;克拉玛依市经济最为发达，其人均生产总值高达121 387
?此数据为概算，假设常住人口等于户籍人口，且不考虑城乡之间和民族之间的通婚。
元，远高于全疆的平均人均生产总值，因而其育龄妇女生育水平也最低，总和生育率仅为0.99;乌鲁木齐市、昌吉回族自治州、巴音郭楞蒙古族自治州的经济发展水平仅次于克拉玛依市，属新疆经济较为发达地区，其育龄妇女生育水平相对较低，总和生育率在1.02,1.69之间;其他包括哈密、伊犁哈萨克自治州、博尔塔拉蒙古族自治州、塔城和阿勒泰等地在新疆都属经济中度发达地区，其妇女生育水平也处于中间状态，总和生育率在1.16,1.61之间;吐鲁番地区是特殊情况，其经济发展在新疆虽处于中间水平，但其总和生育率却为全疆最高，为2.14，这可能与该地区在2010年才被纳入南疆三地州农村计划生育特殊奖励政策扩面区域有关。表6检测结果也显示，经济发展水平与生育水平呈负相关关系，相关系数为-0.543，属于中度相关。这说明，经济发展水平越高，总和生育率则越低。但是相关程度属于中度，则说明新疆经济社会发展水平对生育水平的影响作用不尽明显。
4.妇女受教育程度对生育水平的影响
一般来讲，育龄妇女的受教育程度越高，其生育水平则越低。受教育程度对生育水平的影响主要体现在以下两方面。一是推迟女性初婚和初育年龄。妇女受教育程度越高，接受教育所需的时间便越长，因而延迟其初婚和初育年龄进而影响其生育水平。二是影响女性期望5生育数量和性别偏好。受教育程度较高的妇女，容易接受新的生育观念和生活方式，对国家计划生育政策更容易接受。
“六普”数据显示，新疆育龄妇女整体受教育程度偏低，小学及以下受教育程度者占?622.18%，而全国这一比例为16.07%。同时“六普”数据也显示(表7)，新疆妇女受教育程度与其初婚年龄和生育水平三者之间有显著的相关性。受教育程度越高的妇女，其初婚年龄越晚，生育水平也越低，生育的子女一孩比例越高，三孩及以上孩次比例越低(上述数据来源于长表抽样数据，有研究生学历者为69人，其中生育三孩及以上者只有1人，所以其三孩及以上孩次比例略高于受教育程度为大学本科的妇女，而这一情况可能与新疆少数民族人口比重较高并实行较宽松的计生政策有关)。
表7“六普”新疆不同教育程度妇女生育情况
育龄妇女人15-64岁妇女一孩比例平均初婚二孩比三孩及以上受教育程度 数(个) 平均活产子年龄(岁) 例(,) 比例(,) (%) 女数(个)
合计 6461844 21.87 1.46 53.63 31.78 14.58
未上过学 79571 20.61 2.73 28.50 38.86 32.64
小学 1353883 20.76 2.46 32.60 36.09 31.31
初中 2950301 21.53 1.28 52.95 33.57 13.48
高中 1038376 23.84 0.81 69.33 25.91 4.76
大学专科 674783 24.66 0.81 73.31 24.06 2.64
大学本科 348373 25.43 0.57 83.10 16.10 0.80
研究生 16557 26.22 0.49 94.20 4.35 1.45
说明:表内数据来源于参考文献[6]456页;其中平均初婚年龄数据根据新疆“六普”数据计算得出。
表8“六普”新疆妇女的受教育程度、平均初婚年龄与生育水平指标间的Spearman相关系数
平均初婚年一孩比例 二孩比例 三孩比例 15-64岁妇女平
龄 均活产子女数 **********受教育程度 .857 -.922 .857 -.857 -.905
说明:*表示在置信度(双测)为 0.05 时，相关性显著;**表示在置信度(双测)为 0.01 时，相关性显著。
?1982年、1990年和2000年数据来源于参考文献[7]345,346页;2010年数据来源于新疆维吾尔自治区人口普查办公室所编《新疆维吾尔自治区第六次全国人口普查课题汇编》(内部资料)356页。 ?此数据根据参考文献[4]和[6]计算得出。
将不同受教育程度按次序从低到高编号(1,7)并计算表7中各指标间的Spearman相关系数可见，妇女的受教育程度与其初婚年龄和生育水平在0.01水平上均呈现出高度的相关性(见表8)。另从表7也可以发现，未上过学和有小学受教育程度妇女的生育水平最高，初中受教育程度妇女的生育水平位于中间，高中及以上受教育程度妇女的生育水平最低。
(五)妇女职业对生育水平的影响
比较新疆和全国15,64岁不同职业妇女的平均活产子女数可见(表9)，两者平均水平相差不大，其中从事农、林、牧、渔、水利业生产人员的生育水平最高，显著高于其他职业，这实际上反映了城乡之间的差异，它是生育政策、经济发展水平和受教育程度等多种因素共同作用的结果。但是新疆15,64岁妇女的职业分布情况与全国水平有差异，其中从事农、林、牧、渔、水利业生产人员的比例高于全国11.31个百分点，这就导致了新疆妇女整体的生育水平较高。
表9“六普”新疆和全国15-64岁妇女职业分布和分职业平均活产子女数
各职业妇女比例(%) 平均活产子女数(个)
职业 新疆 全国 新疆 全国
总计 100 100 1.53 1.45
一、国家机关、党群组织、企业、事业单位1.05 1.02 1.08 1.07 负责人
二、专业技术人员 10.77 8.03 0.95 0.83
三、办事人员和有关人员 3.46 3.28 0.93 0.79
四、商业、服务业人员 14.93 19.19 1.08 1.09
五、农、林、牧、渔、水利业生产人员 63.37 52.06 1.81 1.82
六、生产、运输设备操作人员及有关人员 6.27 16.34 1.16 1.13
七、不便分类的其他从业人员 0.14 0.08 1.25 1.25
说明:表内数据来源于参考文献[6]168页。
三、进一步稳定新疆人口生育水平的对策
由上述分析可见，少数民族人口比重、计划生育利益导向政策执行情况以及妇女受教育程度与新疆人口的生育水平呈高度的相关关系，经济发展水平与新疆人口的生育水平呈中度相关关系，妇女职业分布情况也对新疆人口的生育水平有影响。因此，要进一步稳定新疆人口的生育水平必须重点做好以下工作。
1.完善计划生育奖励政策，强化利益导向机制
新疆计生利益导向政策的执行情况与生育水平呈高度的负相关，因此，今后应继续完善计生奖励政策，重点完善该项政策与其他社会政策的衔接，其他社会政策也应体现对计生家庭优先的原则，避免出现其他政策奖励标准超过计生奖励政策、从而降低计生奖励效应的结果。另外，要继续完善老年人的养老社会保障，提高保障标准，以有效破除“养儿防老”观念和消除养老的后顾之忧。最后，要进一步加大对人口和计划生育事业的公共投入，强化计生技术服务设备和人员培训的资金支持，确保基层计生管理和技术服务人员工资报酬纳入地方财政预算，并加大计划生育宣传教育的力度。
2.抓住机遇，加快经济发展，尤其是加快南疆地区的经济发展
新疆稳定低生育水平的重点和难点在农村少数民族人口，“六普”数据显示，南疆少数民族人口在全疆少数民族人口中占65.85%，而南疆地区农村少数民族人口在全疆农村少数民族人口中又占71.01%。因此，南疆地区是今后全疆稳定低生育水平的重点区域。南疆地区生态环境极其脆弱、农地资源短缺和区位条件处于劣势，是少数民族聚居区，同时也是贫
困高发区。新疆特别是南疆地区应紧紧抓住当前中央推进新疆跨越式发展和长治久安以及全国新一轮对口援疆的机会，结合南疆民族文化和特殊的地理位置，重点扶持旅游业、特色农业和现代物流业等三类替代产业，促进其区域经济发展，增强经济实力。其次，要借助对口支援侧重民生投入的机会，加快安居富民和牧民定居等工程，通过纵向转移支付和横向转移支付相结合的方式，加快推进南疆地区的公共服务均等化。另外，尽管南疆地区生态环境脆弱，却肩负着重要的生态修复和生态保护职能。因此，应加快建立多元化的生态补偿机制，提高南疆地区人民的生活水平。
3.大力发展双语教育和职业教育，提高少数民族人口的受教育程度和就业能力
国家“十一五”规划纲要中新疆塔里木河荒漠生态功能区属于限制开发区，因此，南疆地区的发展主要应在以下两方面着力，一是有选择地扶持和培育特色优势产业，二是大力开展劳动力培训，以财政补贴和税收优惠支持鼓励劳动力转移。但是，南疆地区是维吾尔族人口聚居区，受语言、素质、能力以及生活习惯等限制，维吾尔族人口的劳动力转移难度很大。大力发展教育事业，尽快提高南疆乃至全疆育龄妇女受教育程度，既是全面建设小康社会的客观要求，也是稳定低生育水平的迫切需要。因此，在少数民族地区必须大力发展双语教育和职业教育，加快推进实施“十二年”免费义务教育，提高少数民族人口的就业竞争力。
参考文献:
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范文四：中国人口迁移流动的变化特点和影响因素--基于第六次人口普查
２０13年第5期第34卷
Ｎｏｒｔｈｗｅｓｔｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ
中国人口迁移流动的变化特点和影响因素
———基于第六次人口普查
雷光和1，傅崇辉1，张玲华2，曾序春2，王文军
3
（1.广东医学院人文与管理学院，广东东莞，523820；2.深圳市人口和计划生育科学研究所，
广东深圳，518000；3.中国科学院广州能源研究所，广州510000）
摘
要：本文以第六次全国人口普查汇总数据为基础，就中国人口迁移流动的选择性、区域性以及人口迁移流动的
影响因素进行了系统分析。研究发现：中国的人口迁移流动主要是受经济和家庭因素的驱动；中国的人口迁移流动具有非常明显的向东部沿海地区聚集的地理空间特点，空间距离虽然与人口迁移流动有一定的关联，但在选择空间距离的测量指标时，应该充分考虑到交通时间缩短的影响；省际人口迁移流动的影响因素中，迁移流动信息、收入水平差、人口数量差是影响省际人口迁移流动的正向指标，而城乡分布和空间距离是影响人口迁移流动的负向指标。研究结果对于正确理解我国人口形势的过去和现在，科学地预见和适应未来具有重要的意义。关键词：第六次人口普查；人口流动；影响因素中图分类号：C922
文献标志码：A
文章编号：1007-0672（2013）05-0001-08
收稿日期：2013-03-20
基金项目：广东省社科基金一般项目（GD11CSH02），广东医学院博士启动项目（B2012075）。
作者简介：雷光和，男，广东医学院人文与管理学院副教授，研究方向：人口政策分析。傅崇辉（通讯作者），男，广东医学院人文与管理学院副教授，博士，研究方向：人口分析技术。
一、引言正在弱化。上述因素综合交织在一起，会使我国的人口迁移流动发生怎么的变化以及原因何在？对以上问题的理解是全面把握我国人口流动的性质和特点及其发展趋势的关键点，也是科学制定社会经济发展规划所必需掌握的人口规律之一。第六次全国人口普查汇总数据的公布，为回答上述问题提供了基本数据支持，本文将在六普汇总数据的基础上，对我国人口迁移流动的变化和特点进行系统分析。
人口流动和人口迁移有区别又有联系，一部分人的暂时性流动往往是长久性迁移的前奏。由于我国户籍制度的长期存在，很多长期（半年以上）离开户籍地的人口无法取得现居住地的户籍，使得人口迁移和人口流动之间的区别又加入了制度因素，因而又出现了流动人口这个概念。在我国，一般把伴随户籍的迁移当作人口迁移，而没有发生户籍迁移的居住地变化称为人口流动更常见。由于人口普查中关于人口迁移的信息主要是居住地的改变，而户籍转移的信息十分有限，故本研究除特别说明，所使用的“迁移流动”的概念主要指人口居住地的改变，并
①指大陆31个省、自治区、直辖市，没有包括香港、澳门特别
行政区和台湾省。
2000年至2010年，我国流动人口总量从1.34
亿人增加到2.61亿人①，流动人口占总人口的比例由10.81%上升到19.07%。同2000年“五普”相比，流动人口总量增加1.16亿人，增长了81.03%。
人口流动是市场经济发展的必然要求和结果，在社会经济发展和剩余劳动力就业等方面起着不可替代的作用；另一方面，流动人口的大量增加，给社会治安、社会保障、城市住房、交通、环境以及基础设施建设等带来了巨大的压力，并且给人口增长和人口分布等人口变动带来了更大的不确定性，对相关社会公共政策的制订和实施提出了更高的要求。
随着我国市场经济体系的建立和完善，客观上要求劳动力等生产要素自由流动，人口流动将作为经济社会发展的伴生现象而长期存在。但是，我国
2010年的社会经济环境与2000年相比又发生了深
刻变化，经济结构调整和产业优化升级改变了传统的人口流入地的经济环境，西部大开发、中部崛起和振兴东北老工业基地等一系列国家战略的实施对传统的人口流出地产生了深刻的影响，再加上三农方面的政策改革也使得农村地区原有的人口流动推力
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不涉及伴随户籍的转移，也就是常说的人口流动①。
二、人口迁移流动的选择性
1.人口迁移流动原因
2010年，我国人口迁移流动的众多原因中，务
工经商是最主要的原因，并且省外迁移流动的务工经商趋向更明显，其比例高达近75%。第二位的因素是随迁，加上拆迁搬家和婚姻嫁娶，家庭因素在人口的迁移流动中具有重要的作用。务工经商和家庭因素占到整个迁移流动原因的73.42%，可见，中国的人口迁移流动主要是受就业和家庭这两个因素的驱动。
省内、省外的人口迁移流动原因也有一定的差别，除前面所提到的省外迁移流动的就业趋向更突出外，家庭因素的影响却比省内迁移流动要弱很多，这主要是因为省外迁移流动的距离更远、成本更高，尤其是拆迁搬家和寄挂户口，对于省外迁移流动的影响几乎可以忽略不计。另外，学习培训形成的迁移流动也是省内占优势。
在性别方面，无论是省内还是省外迁移流动，务工经商都是男性的比例高于女性，但二者的差异并不大。差别最大的迁移流动原因是随迁和婚嫁，女性省内、外迁移流动的比例分别比男性高出5.03%和6.79%，这是由我国家庭以男性为主的文化传统决定的。但是，学习培训方面，女性的比例却略高于男性，似乎预示着我国女性的受教育环境得到了明显的改善，这与傅崇辉等（2013）分析的育龄妇女平均预期受教育年限超过男性相吻合。
表1
人口迁移流动原因（2010年）
%
合计省内省外合计
男
女
合计
男
女
合计
男
女
务工经商45.12
50.5339.1430.6235.2625.8674.6878.5169.74工作调动3.854.662.954.535.673.352.482.822.04学习培训11.4210.9011.9814.8614.5215.214.404.284.55随迁家属14.1711.7816.8116.5614.0219.179.297.6811.36投亲靠友4.213.754.734.684.335.043.262.694.01拆迁搬家9.309.399.2113.4414.0812.790.860.790.95寄挂户口0.720.750.681.001.080.920.140.140.13婚姻嫁娶4.831.608.395.942.129.852.560.655.02其他6.396.636.128.378.927.812.342.432.22合计
100100100100100100100100100
数据来源：第六次全国人口普查汇总数据。
2.人口迁移流动的经济因素
西方古典推拉理论认为（Lee，1966），劳动力迁
移是由迁入与迁出地的工资差别所引起的，经济因素是影响人口迁移流动的主要因素之一。我国当前2·
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正处在社会转型期，社会经济发展不平衡的现象普遍存在，在农民工进城原因的一份调查中可以看到，影响农民工进城的最主要因素是城市收入高②，经济因素仍然是人口迁移流动不可忽视的原因之一。
为了分析人口迁移流动与经济因素的关系，选择人均可支配收入作为经济测量指标，流入地与流出地收入水平的差异用流入地省会城市的人均可支配收入除以流出地全省的人均可支配收入表示（也就是相对差异）。选择流入地省会城市的人均可支配收入的主要原因是，人们在选择流动目的地时往往是以具体的城市为目标，并且更有可能选择那些收入水平比较高的城市，一般各省份的省会城市的经济发展水平都比较高，更能代表流入地的收入水平，也能排除一些省份人均收入不高，但个别地区（往往也是流动人口聚集地）收入水平很高的问题。这种现象在广东省就很明显，广东省2010年人均可支配收入为23897元，而广州市2010年的人均可支配收入为30658元，流动人口多数是集中在珠三角地区，因而用更能代表珠三角收入水平的广州市人均可支配收入显然比广东省人均可支配收入更加科学合理。
如果i省的人口数量很大，那么它的迁出人数也可能相应比较多，从i省迁往j省的人数的绝对数并不能反映i省迁往j省的强度。为了消除不同省份之间人口数量大小的影响，通过构建相对指标来测算人口迁移流动的强度：
Ri，j=Mi，j／Mi，其中，Ri，j为从i省迁往j省人口占i图1人口迁移流动与人均收入的关系（2010年）
数据来源：第六次全国人口普查汇总数据，中国统计年鉴（2010年）。
①按照第六次全国人口普查的统计口径，流动人口包括以下
几类人：居住本乡、镇、街道半年以上，户口在外乡、镇、街道的人；居住本乡、镇、街道，户口待定的人；原住本乡、镇、街道，现在国外工作学习，暂无户口的人，而并未包括已经取得居住地户籍的迁移人口。
②http://baike.baidu.com/view/2108609.htm，2012-8-10。
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省的人数；Mi为i省总迁出人口数。Ri，j的数值越大，则表示i省的流动人口更可能选择j省作为目的地。
选择人口净迁出的省（直辖市、自治区）作为流出地（17个），其它省（直辖市、自治区）作为流入地，共得到510组配对数据。
通过比较直线、多项式、指数、幂函数等拟合曲线，幂函数曲线的拟合优度和解释力度都比较高。本文还尝试用人均GDP，以及人均GDP增长速度（表示经济活力）作为经济因素作了类似的拟合，但解释力度都不够理想，最后选定人口收入比的幂函数为人口迁移流动和经济因素的关系的拟合曲线。
结果显示，模型的解释力度（R2）为38.23%（p
0.0000），经济发展水平对人口的迁移流动具有显著
性影响，流出地与流入地之间的收入水平差距越大，两地之间人口迁移流动的强度越大；人口迁移流动的方向是从收入水平低的地区流向收入水平高的地区。
3.人口迁移流动的中间因素
人口迁移流动除了受到推力和拉力的作用，还受到中间障碍因素的影响，比如距离远近、信息交流、社会环境等，以及迁移流动者本人对这些因素的价值判断（Lee，1966）。
信息交流是指流出地的人对其它地区迁移流动相关信息的获取。在亲戚、朋友、老乡等组成的初级社会群体内部，通常有比较畅通的信息交流渠道，也是我国当前流动人口获取迁移流动信息的主要途径之一，许多城市出现的同乡村就是很好的例证。关于信息交流的数据在人口普查中并未涉及，需要用替代性指标进行间接测量。假设i地流动人口在j地的比例较高，那么i地的人获得来自j地的信息也更丰富，这样就可以用从i地迁往j地的人口占i地总迁出人口的比例（也就是前述的Ri，j）来表示信息交流的强度。
以2000年从i地迁往j地的人口占i地总迁出表2
流动人口比例与流动人口增量的关系
abR2Sig.河南省11.32802.89230.38920.0034安徽省-3.68786.40310.93190.0000江西省0.00003.68030.98890.0000湖北省4.39641.76570.68030.0001湖南省4.32191.62550.85850.0000重庆市1.62152.01470.75430.0000贵州省1.77151.92070.40770.0015河北省
-0.0523
2.2950
0.9575
0.0000
数据来源：第五、六次全国人口普查汇总数据。注：a为截距，b为斜率。
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人口的比例为自变量（x），2000年至2010年j地流动人口中来自i地的人数的增量为因变量做回归分析。选择流出人口最多的八个地区分别做回归分析。结果显示，通过初级社会群体获得流入地信息的强度对人口的迁移流动有正向作用，流动人口趋向于向本省流动人口多的地方迁移。
社会环境也是影响人口迁移流动的中间因素，语言文化、气候环境、饮食习惯等相同或相似的地区，更有利于相互的人口迁移流动。因此，本节用两省之间是否接壤作为判断指标，并认为接壤的省份之间的社会环境差异性要小于不接壤的省份的差异性。同样，选择2010年流出人口数前八位的地区作为流出地，以2000年至2010年i地流往j地的人口增量为因变量，以i地与j地是否接壤为自变量，做方差分析，判断是否接壤对流动人口的增量是否有显著性差异。
统计结果表明，省份之间是否接壤与流动人口增量有显著性的关系，也就是说社会环境同质性高的省份更利于人口迁移流动。但是，本文用于测量社会环境的指标也可能是其它变量的中介变量，如果人口流动与流动距离有关系的话，那么接壤的省份之间的距离相对更近，是否接壤这时可能是距离的替代指标。因此，要更科学的判断社会环境对人口流动的影响，可以采用更能体现社会环境的指标进行测量，或者进行多元统计分析，控制其它可能的相关因素。基于目前的数据条件，我们将在后面的章节进行多元统计分析，以控制其它因素的影响，进一步考察社会环境的替代指标的有效性。
三、人口迁移流动的区域性
1.人口迁移流动方向
由于中国地区发展不平衡，内地省份和沿海地区在经济发展水平上存在较大的差距，从而形成了人口由西向东流动的基本格局。本节以2000年和
2010年全国人口普查，以及2005年全国1%人口抽
样调查汇总资料，分析中国省际人口流动的方向和变化情况。
以各省（直辖市、自治区）净省际迁移人口占本地总人口的比例作为测量省际人口迁移流动的指标，其数值为正，表示该地人口净流入，数值为负则表示人口净迁出。2000年到2010年的十年间，各主要净人口迁出、迁入地的地位得到进一步加强，其中天津市的变化最大，其净迁入人口的比例由6.63%上升到21.01%，净迁出省份变化最大是安徽省，增
·3·
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加了8.03个百分点。上海市、北京市、天津市、广东省和浙江省依次为净迁入人口比例最高的五个地区，而安徽省、江西省、湖南省、四川省、贵州省、重庆市、河南省和湖北省依次为净迁出人口比例前八位的地区。可见，流动人口具有非常明显的向东部沿２０13年第5期第34卷
中国人口省际间迁移流动的强度存在三个明显差别的地区群，一是图形右上方大流量、强迁入的区域，主要以广东、上海、北京和浙江为代表；二是图形左下方大流量、强迁出的区域，以安徽、四川、湖南、江西、湖北等为主；三是图形中部小流量、双迁移的区域，山西、云南、青海、内蒙古等地区的此类特点比较明显。虽然有不少省份处于双向迁移的状态，但它们的绝对量比较小，中国当前的省际人口迁移还
是以单向流动为主。
3.人口迁移流动距离
迁移流动距离对迁移成本、信息获取产生影响，
因而被认为对个体的实际迁移流动决策产生负相关
的影响，距离越远，迁移流动量越少。但是，随着现代交通运输业的发展，传统意义上的距离已经大大被压缩了。那么，距离对迁移的影响是不是还保持原有的性质？其强度如何？是本节要分析的主要内容。
为了简化分析过程，我们以省际迁出量最大的
数据来源：第五、六次全国人口普查汇总数据，2005年全国1%人口抽样调查汇总数据。
八个地区（安徽、河南、四川、湖南、江西、湖北、广西、贵州）和迁入量最大的五个地区（广东、浙江、上海、北京、江苏）为研究对象，距离用省际间政府所在地的公路里程表示。同时，为了消除不同省份人口数量大小的影响，构建相对指标来测算：
2.人口迁移流动强度
虽然上述分析得出了人口迁移流动的总体方向，但并不能否认省际间存在人口的双向流动。为了表示省际间人口流动迁移的方向和强度，我们设计强度系数的取值范围为[-1，1]，当强度系数为0时，表示A省的人口双向迁移流动强度最大；当强度系数接近-1或1时，则表示A省单向迁出或单向迁入的强度比较大。以净迁移流动人数为X轴，强度系数为Y轴，得到图3。它既可以表示各省份双向迁移流动的强度，又可以表示迁移流动量的大小，可以很直观的表现不同省份人口迁移流动的强度特点。·4·
图4省际人口迁移流动与距离（2010年）
数据来源：第六次全国人口普查汇总数据，2005年全国1%人口抽样调查汇总数据。
从图4看，迁移距离与迁移流动的目的地选择有一定的关联，距离越远，选择的可能性越小。但这种关系是非线性的，在500公里以内，距离的作用强度很大，当距离达到1500公里以上时，距离的作用就不明显了。总之，我们认为，距离与迁移流动存在
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一定的关联，当人们选择迁移流动目的地时，往往会对各目的地的距离进行比较，其中距离很近的目的地对他们的迁移决策有明显的正向影响，但当选择的目的地都比较远时，距离对迁移决策就不敏感了，也就是说人们不太可能因为离家1500km的目的地比离家2000km的目的地近了500km，而作为选择离家1500km目的地的理由，这时其它因素可能是决定性的。
四、人口迁移流动的影响因素
1.模型设定
有关人口和劳动力在地区间迁移的理论和实证研究在西方学界积累了大量的成果，推拉理论（Lee，
1966）、引力模型（Zipf，1946）、Lowry回归模型
（Lowry，1966）等被广泛运用于各种人口迁移流动研究。虽然在人口迁移理论基础上构建的研究模型，所使用的数据和测量指标有所不同，但主要还是从经济、人口和迁移的空间距离三个方面进行分析。一般认为迁移人数与迁入迁出地的经济水平差异和人口数成正比，与两地空间距离成反比。
国内的实证研究（段成荣，2000；李树茁，1994；李立宏，2000；周皓，2001；Cindy，2005；马伟等，
2012）对人口迁移的理论模型进行了扩展，逐步将经济（GDP总量或人均GDP、居民收入）、教育（受教育
年限）、年龄、空间地域（人地比、相邻、距离和交通）、个人特征（性别、年龄、婚姻状态）等诸多因素纳入到模型中，以增强模型的解释力。
本文的前两节已对影响人口迁移流动的因素进行了单因素分析，也发现经济因素、中间因素、人口数量和迁移流动距离等都有一定的相关性。本节在人口迁移理论的基础上，结合人口普查汇总数据的特点，配对形成2000、2005、2010年各省份间人口迁移流动量的面板数据，在控制人口迁移流动的时期和地区差异的情况下，对人口迁移流动的影响因素进行多元分析。
人口迁移的经典理论认为，个人的迁移流动主要受到三个方面因素的影响：有利于改善生活条件的拉力和不利的生活条件产生的推力，以及中间障碍因素（包括空间距离、社会文化差异等），人们在对上述因素进行综合价值判断后做出迁移决策。本节就人口迁移流动的影响因素提以下理论假设：第一，地区之间的人口迁移量受到地区间收入水平差异的影响，差距越大，人口迁移流动量也越大。第二，地区间的空间距离是影响人口迁移活动的中间障碍因
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素，两地间相距越远，人口迁移流动量越少。第三，社会文化差异也是影响人口迁移的因素之一，人们趋向于迁往社会文化差异小的地区。第四，人口趋向于由人口多的地区流向人口少的地区，地区间的人口数量差异影响人口迁移流动的数量和方向。第五，人口迁移流动是建立在人们对迁入地相关信息的一定了解程度下的理性选择，实际人口迁移流动量是由众多个体和多种因素综合形成的。因此人口迁移流动既存在地区间的差异，也存在时期上的差异。
按照上述理论假设，构建以下省际人口迁移流动模型：
Log(Mi，j)=a0+aGLog(GDPj／GDPi)+aILog(Ij／Ij)+apopLog(POPi／POPj)+adistLog(Disti，j)+aFLog(F_POP)+aadjAdj
其中，i为人口流出地，j为人口流入地。
Mi，j为j地流动人口中，来自i地的人数，它用
来表示i地人口流往j地的强度。模型中Mi，j的数据分别来自2000年、2010年全国人口普查和2005年全国1%人口抽样调查的汇总数据。
GDPj／GDPi为人口流入地与流出地人均地区生产总值的相对差。人均GDP是代表地区经济发展水平的综合指标，两地的人均GDP相对差表征了人口
流入地对于人口流出地的吸引人口和劳动力的引力差的大小。为了更好地反映这种差距，GDPj采用省会城市的人均GDP，流出地采用全省的人均GDP。该指标的数据来自各年份中国统计年鉴和各省（直辖市、自治区）统计年鉴。
Ij／Ii为人口流入地与流出地的人均可支配收入
之比。虽然人均可支配收入只反映城镇的情况，而流动人口中有相当部分是来自农村地区的，但是我们考察的是省际人口迁移流动，人们在选择省内迁移还是省际迁移时，一般会比较本省和外省的收入水平，而不是仅仅比较本地农村地区和其它地区的收入差距。人均可支配收入的数据主要来自各省（直辖市、自治区）统计年鉴。
POPi／POPj为人口流出地与流入地人口数之
比。人口规模的大小客观上对就业机会产生影响，对于人口流出地，人口多、就业机会相对少就成了其人口流出的推力；而对于人口流入地，如果有大量的劳动力需求得不到满足，人口流入就成为可能。历年各地区人口数量的数据主要来自《新中国六十年统计资料汇编》。
Disti，j为人口流出地和流入地之间的距离。已经
·5·
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有大量的文献论证了空间距离对人口迁移的影响（王桂新，1994；马伟，2012），但测量距离的方法各有不同，直线距离、公路距离和铁路距离都有使用。由于不同的距离测量方法相差无几，本文采用流出地政府所在地与流入地政府所在地之间的公路距离为测量指标，数据来自百度地图。
F_POP为i地流往j地的人数占i地流出总人
数的比例。考虑到F_POP是用来测量通过社会网络获得人口迁移流动信息的强度，前期流出的人更能给未来流出的人提供流入地的信息，因而采取5年前的数据。比如，2010年的F_POP为2005年i地流往j地的人数占i地流出人数的比例。数据来自
1995年、2005年全国1%人口抽样调查和2000年
全国人口普查汇总数据，并按抽样比推算到全体流动人口。
U代表流动人口的户籍所在地的性质，U=1表
示来自城镇（城市和镇的居委会），U=0表示来自乡村（农村和镇的村委会）。单因素分析发现人口流动具有城乡差异，通过设置城乡虚拟变量用于控制人口迁移流动的城乡差异是一种合理的选择。
Adji，j为人口流出地i与流入地j是否相邻。相
邻不仅仅意味着地理距离近，往往还代表着更相似的风俗文化传统，更紧密的教育文化交流，因而具有相似的社会文化环境，本文以“是否相邻”作为社会同质性的测量变量，Adji，j=1表示相邻，Adji，j=0表示不相邻。
模型分析采用eviews6.0。
2.结果分析
基于上述统计模型，对2000年、2005年和2010年三个人口普查（或抽样调查）年份的省际人口迁移流动量的影响因素进行了估计。迁出地选取2010年迁出人口数前8位的地区：安徽、四川、河南、湖南、江西、湖北、广西和贵州；迁入地为除迁出地外的省（直辖市、自治区），得到8（流出地）×30（流入地）×
2（城乡）共1440组配对数据。
为了能够进行历史比较和面板分析，本文构建了5个统计模型，模型一、二、三分别为2000年、
2005年和2010年省际人口迁移流动量的最小二乘
回归模型，模型四为2000年至2010年省际人口迁移流动量的混合最小二乘回归模型，模型五为时期固定效应回归。
从回归方程的显著性检验看，各模型的被解释变量与所有解释变量之间的线性关系在总体上显6·
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著。模型的解释力度在70%-90%之间，其中模型二、三、五的解释力度在80%以上，可以认为各模型能够较好的解释省际人口迁移流动量的变化。似然比检验（PeriodF、PeriodChi-square）接受采用固定效应模型，hausman检验也接受固定效应模型的假设，因此模型五采取时期固定效应模型。
从各自变量的显著性水平看，除Log(GDPi／
GDPj)和Adj两个指标不显著外，其它自变量都在0.000的水平上显著，表5中给出的结果是删除Log(GDPi／GDPj)和Adj两个不显著指标后的回归结果。
另外，变量的平稳性检验都获得了通过，各个模型均可用于统计分析。
3.解释与讨论
从结果上，本文提出的理论假设基本得到了检验。
（1）在截面分析中，验证了人口数、收入水平、迁表5省际人口迁移流动量影响因素计量分析结果
截面分析
面板分析模型一
模型二
模型三
模型四
模型五
BBetaBBetaBBetaBBetaBLOG(POP0.1800.0870.0700.0310.1720.0900.0980.0460.143POP)
i/j（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）0.9000.7690.8120.7330.7480.8270.7550.6970.812（F_POPLOG
）
（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）LOG（DIST-0.210-0.062-0.224-0.063-0.279-0.093-0.315-0.091-0.249i，j）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）LOG（I0.7100.0881.4210.1580.3870.0530.9330.1120.826j/Ii）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）U-0.453-0.265-0.577-0.319-0.529-0.349-0.520-0.299-0.520（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）Log0.0610.018-0.150-0.042-0.528-0.153-0.209-0.059-0.085GDP（GDP）j/i（0.110）（0.110）（0.098）（0.098）（0.210）（0.210）（0.341）（0.341）（0.143）Adj0.0280.0130.0230.010-0.048-0.0250.0060.0030.006（0.441）（0.441）
（0.670）（0.670）
（0.812）（0.812）
（0.672）（0.672）
（0.796）C2.527
2.421
3.062
2.775
2.692C-2000-0.198C-2005-0.178C-20100.376obs48048048014401440RSquare
0.7600.8490.9030.7430.835F（ANOVA）
299
5338978281036（0.000）（0.000）（0.000）（0.000）
（0.000）hausman340（0.000）PeriodF400（0.000）Period640square
Chi-（0.000）
注：括号内为P值。
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移流动信息、空间距离和城乡分布对省际迁移流动的显著性影响，同时拒绝了人均地区生产总值和社会同质性对省际迁移流动的作用，但不同年份各因素的影响作用大小也存在一定的差别。
首先，人口数量对省际人口迁移流动有正向作用，流出地与流入地的人口数之差越大，则它们之间的人口流动的强度也越大，也就是说各地区之间存在人口势能差，人口多的地区具有向人口少的地区流动的潜在动力。
其次，迁移流动信息是影响省际人口迁移流动的重要因素，且作用的强度随时间推移越来越大，其标准化系数由2000年的0.769提高到2010年的
0.827。这说明，在省际人口迁移流动的过程中，通过
亲属、朋友、老乡等初级社会群体获取相关信息对于迁移流动是十分重要的。通过获得准确的信息和必要帮助，可以有效地减少迁移流动成本，降低信息处理分析难度，缓解因社会环境变化而带来的心理压力。而标准化系数随时间推移不断提高可以理解为人口迁移流动的目的性有所加强，实际上以互联网为代表的现代通讯手段的普及使得人们与远在他乡的亲友保持实时联系成为可能，迁移流动信息的作用也得到了强化。
再次，改善收入水平依然是人口迁移流动的主要目的，但其作用的强度明显减小。以经济利益为主要动机是人口迁移的一般规律，在以劳动力为主的大规模人口迁移流动的背后，追求经济效益最大化始终是导致人口自主迁移流动的最根本因素。但是，这并不代表人们追求经济利益的具体形式是不变的，随着流动人口的类型从生存型向发展型的转变，当前收入水平的作用部分被未来职业发展潜力所取代也就可以理解。
最后，城乡分布和空间距离对省际迁移流动有抑制作用，且作用强度有增加的趋势。在中国当前城乡差距明显，农村就业机会的数量和质量都比城镇弱势的情况下，户籍在城镇的人省际迁移的可能性小于乡村的人是可以理解的，但是“城镇”的边际弹性增大却是需要解释的。我们认为，随着我国西部大开发、中部崛起和振兴东北老工业基地等一系列区域发展战略的实施，首先受益的是中西部地区的城镇地区，从而削弱了传统人口流出地的城镇地区的推力，而这种政策效应还没有扩散到乡村之前，就表现出城镇的边际弹性的绝对值持续增大，实际上就是城乡之间的迁移流动差异加大。
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空间距离对省际人口迁移流动具有负向的抑制作用基本符合常理，人们在同等情况下一般会选择迁移成本低的近距离迁移。但是，空间距离的负向抑制作用增大却是出乎意料的，本来随着我国交通基础设施的发展，很大程度上缩小了地区之间的距离（也就是两地之间的交通时间缩短），交通时间的缩短将促进人口在省际间迁移流动（马伟，2012），空间距离的抑制作用应该减小才符合逻辑。究其原因可能是因为选择距离的测量指标时只考虑了地理距离，而没有体现交通时间缩短的影响。如果把2010年的空间距离按交通时间折算成2000年的空间距离，2010年的空间距离必然相应地减小，这样空间距离边际弹性增大的负向抑制作用也就能够找到根源了。由此可见，在当前交通基础设施发展迅速的情况下，在选择空间距离的指标时，充分考虑交通时间缩短是十分必要的。
（2）从面板模型看，混合模型是包含了三个观察年份信息的模型，能够综合反映省际人口迁移量的影响因素的总体情况。结果显示，影响省际人口迁移流动量的最主要因素是前期流动人口存量，说明初级社会群体在长距离人口迁移流动中发挥着至关重要的信息交流功能。这其中包含的政策意义是，一方面它反映我国人口迁移流动信息普及程度还有很大提升空间，人们通过大众传媒获取迁移流动信息还没有成为主要方式。另一方面，通过加强对迁移流动需求信息的宣传，可以对人们的迁移流动决策产生直接的影响，对于引导人口有序流动具有指导意义。“城乡”（U）的作用强度居第二位，说明我国人口省际迁移流动还是以乡村人口为主，虽然发展型流动人口已经初显端倪，但生存型流动人口依然是主流。
时期固定效应模型控制了不同时期截距的变化情况，从结果看，固有省际迁移流动人数（C+C-year）呈增加趋势，这与实际情况相吻合。与混合模型相比，通过控制时期变化，固定效应模型的各影响因素的性质并没有发生根本性改变，但弹性系数发生了一定的变化。人口数量和流动人口存量两个指标的弹性系数增大，空间距离和人均收入水平两指标的弹性系数减小，而城乡的弹性系数没有发生明显的变化。
另外，人均地区生产总值相对关和是否相邻两指标在模型中不显著，可能的原因是它们与模型中的其它变量多重相关。有研究认为（Zipf，1946），空
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间距离包含了丰富的社会环境的信息，长距离迁移（1000英里以上）往往迁入完全不同的环境，社会关系完全破裂，新的社会关系建立需要较长的时间，无论多么短的交通时间都不能取代社会关系的作用，这可能就是是否相邻变量不显著的原因。
五、结束语
本文以第六次全国人口普查汇总数据为基础，就中国人口迁移流动的选择性、区域性，以及人口迁移流动的影响因素进行了系统分析，主要有以下几点发现：
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显著，但并不能完全认为省际人口迁移流动与它们无关，这两个指标与模型中其它的指标多重相关是引起不显著的原因之一，更深入细致的研究应该选择独立性和代表性更高的指标进行测量，但这需要更高要求的数据支持。筝参考文献：
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1.中国当前的人口迁移流动原因主要是经济活
动和家庭因素两个方面，地区间收入水平差是直接原因，而不取决于城区间经济活力或经济发展的相对速度的差异。迁移流动信息的获得和社会环境的同质性是影响人口迁移流动的中间因素，并对人口迁移流动有正向促进作用。
2．中国的人口迁移流动具有非常明显的向东部
沿海地区流动的地理空间特点，表现为以广东、上海、北京和浙江为代表的大流量、强迁入的区域，以及以安徽、四川、湖南、江西、湖北等为主的大流量、强迁出的区域。空间距离虽然与人口迁移流动有一定的关联，距离很近的目的地对人们的迁移决策有明显的正向影响，但在选择空间距离的测量指标时，应该充分考虑到交通时间缩短的影响。
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3.比较截面数据和面板数据分析结果，省际人
口迁移流动的影响因素中，迁移流动信息、收入水平差、人口数量差是影响省际人口迁移流动的正向指标，而城乡分布和空间距离是影响人口迁移流动的负向指标。虽然代表经济发展水平的人均GDP和代表社会环境同质性的是否相邻两个指标在模型中不
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TheChangesinPopulationFloatingandTheirInfluencingFactorsinChinaBasedontheSixthCensus
LEIGuang-he1，FUChong-hui1，ZHANGLing-hua2，ZENGXu-chun2，WANGWen-jun3
（1.SchoolofHumanitiesandmanagement,GuangdongMedicalCollege,DongguanGuangdong,523820;2.ShenzhenInstitute
ofPopulationandFamilyPlanningresearch,Shenzhen,518000;3.GuangzhouInstituteofEnergyConversion,Chinese
AcademyofScience,510000）
Abstract：Basedonthelatestpublisheddataofthesixthcensus,thepresentstudyanalyzestheselectivityandregionoffloat鄄ingpopulation,aswellasthefactorsinfluencingfloatingbehaviorsystematically.Wediscoverthat,populationfloatinginChi鄄naisprimarilydrivenbyeconomicandfamilialfactors.Thefloatingpopulationhasobviouslythespatialfeatureofconcentra鄄tiononeasternarea,fromcentralandwesternChina.Althoughpopulationmigrationandfloatingisrelatedtothespatialdis鄄tance,theimpactofimprovementoftransportationontimeoftravelconsumedshouldbetakenintoaccount.Amongfactorsin鄄fluencingpopulationfloatingbetweenprovinces,theacquirementoffloatinginformation,differencesofincomeandpopulationsizearepositive,whereasurban-ruraldistributionandspatialdistancearenegative.ThefindingsofthisstudyareinfavorofunderstandingChinesepopulationsituationcorrectly,andplanningandregulatingpopulationpoliciesscientifically.Keywords：Thesixthcensus；Populationfloating；Impactfactors
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中国人口迁移流动的变化特点和影响因素--基于第六次人口普查
作者：作者单位：
雷光和， 傅崇辉， 张玲华， 曾序春， 王文军， LEI Guang-he， FU Chong-hui， ZHANG Ling-hua， ZENG Xu-chun， WANG Wen-jun
雷光和,傅崇辉,LEI Guang-he,FU Chong-hui(广东医学院 人文与管理学院，广东 东莞，523820)， 张玲华,曾序春,ZHANG Ling-hua,ZENG Xu-chun(深圳市人口和计划生育科学研究所，广东 深圳，518000)， 王文军,WANG Wen-jun(中国科学院广州能源研究所,广州,510000)西北人口
Northwest Population Journal2013(5)
刊名：英文刊名：年，卷(期)：
1.傅崇辉;李玉柱;张玲华 从第六次人口普查看中国人口生育变化的新特点[期刊论文]-统计研究 2013(01)2.E. S. Lee A theory of migration 1966(01)
3.Zipf G. K The P1P2/D Hypothesis on the Intercity Move-ment of Persons 1946(11)4.Lowry,I. S Migration and Metropolitan Growth:the Two Analytical Models 1966
5.段成荣 影响我国省际人口迁移的个人特征分析---兼论
8.周皓 从迁出地、家庭户的角度看迁出人口---对1992年38万人调查数据的深入分析[期刊论文]-中国人口科学 2001(03)9.Fan C. Cindy Modeling Interprovincial Migration in China:1985-2000[外文期刊] 2005(03)10.马伟;王亚华;刘生龙 交通基础设施与中国人口迁移:基于引力模型分析[期刊论文]-中国软科学 2012(02)11.王桂新 我国省际人口迁移与距离关系之探讨 1993(02)
引用本文格式：雷光和.傅崇辉.张玲华.曾序春.王文军.LEI Guang-he.FU Chong-hui.ZHANG Ling-hua.ZENG Xu-chun.WANG Wen-jun 中国人口迁移流动的变化特点和影响因素--基于第六次人口普查[期刊论文]-西北人口 2013(5)
范文五：中国人口健康分布时空变化及影响因素
中国人口健康分布时空变化及影响因素
摘 要,该文利用最近3次人口普查获得的资料,对我国省级层面的人口健康分布的时空变化特征与影响因素进行分析。结果表明,1,近20年我国居民总体的健康状况得到较大改善,但人均预期寿命存在明显的省际差异,呈现西部较低、中部次之、东部最高的空间梯度特征,差异程度随时间不断降低,2,各地区健康分布并非表现出完全的随机性,而是在总体上呈现出一定的空间集聚趋势,但集聚趋势随时间变化有所弱化,3,地区人均预期寿命的增加速度与初始水平负相关,初始水平较低的地区增速普遍高于初始水平较高的省区,空间收敛趋势明显,4,人均GDP、食物支出占比、森林覆盖率与废水处理达标率等指标较高的地区的预期寿命相对较高,城市化的快速推进与医疗设施禀赋变化对人口健康的净效应总体为负
关键词,健康分布,时空变化,空间关联,收敛性,影响因素
中图分类号,K901.3 文献标识码,A
人口健康分布存在明显的地区差异,例如美洲、欧洲和西太平洋地区的人均预期寿命目前已普遍达到76岁,而非洲仅56岁,其中的中非和刚果共和国不足50岁[1]。一个国
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家或地区的健康水平与当地的自然禀赋和环境质量密切相关,适量的日照、清洁的空气、宜人的气候、洁净的水源等因素对控制人体生物节律、保持正常代谢、增强免疫功能、促进生长发育等具有积极作用,伴随快速工业化、城市化而来的废水、废气与废渣的过量排放,超过了自然系统的消纳能力,将造成短期或长期的健康损害。在生命周期中,除年龄外,环境污染是影响健康折旧率的重要因素,污染严重地区的居民普遍面临着健康存量加速折旧的冲击。政府增加针对污染的治理投入则有助于预防和减少疾病、降低死亡率和增加预期寿命[2]。一些研究还发现,区域经济水平、生活习惯、医疗服务、文化教育等人文因素与人口健康也有较高的相关性,其原因可能在于,经济发展状况与社会总体的食品供给保障、公共卫生建设、生态环境保护投入等密切相关,人均GDP较高的国家或地区健康水平往往较高,而贫穷地区能够用于国民健康的资源往往捉襟见肘[3]。然而,部分学者也注意到,一些发达国家和地区的居民因不良生活习惯和生活方式,引发了较多的肥胖病、冠心病、糖尿病、脂肪肝等“富裕病”,非感染性疾病已成为这些地区人口死亡的重要原因[1]。医疗保健与卫生服务对预防和治疗疾病、提升健康有积极作用,但实证研究中也经常发现医疗禀赋较好地区的发病率、死亡率也较高,预期寿命与医疗投入水平负相关[4]。居民受教育水平通过就业机会、工作环境、收入水平、心理
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状态等中介变量对健康产生影响,教育鸿沟的出现会在一定程度上扩大不同种族、地区的健康差距[5]
改革开放以来,我国城乡居民健康状况得到明显改善,学界关于健康问题的理论研究正处于蓬勃发展的起步阶段。综合而言,当前关于人口健康分布的相关成果中既有对某一区域各时期健康水平的纵向比较研究[6],也不乏一些地区之间健康水平的横向比较分析[7],但比较缺乏从纵、横两个维度联合起来的时空变化分析成果,对全国各地区健康分布变化的未来趋势尚没有一个清晰的总体判断,对相关因素的影响作用总体上还处于经验认知水平上。基于此,本研究以我国最近3次人口普查数据为基础,构建空间关联模型和收敛性检验模型,对1990年以来各地区健康分布的时空变化特征与变化趋势进行研究,同时利用主成分回归方法探讨健康分布的影响因素与作用机制,为我国医疗资源配置与健康地理学创新研究提供参考依据
1 研究思路与方法
1.1 健康指标选择
由于人口健康的概念内涵非常丰富,目前尚没有一个独立的指标能完全概括它应包含的所有方面,通常使用一个或几个指标来描述它的一些主要特征。例如,Fogel和Arora分别使用社会总营养水平、成年人身高作为地区健康的代理变量,世界卫生组织将经残疾率校正的预期寿命和儿童死亡
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率作为评测国家和地区总体健康水平的指标,联合国则采用预期寿命、婴儿死亡率、儿童死亡率3个指标。世界卫生统计报告指出,人口死亡率及根据死亡率计算的预期寿命能够较好地反映一个国家或地区人口的整体健康状况。国内的一些研究也主要使用预期寿命、死亡率衡量地区健康水平。参考上述成果并基于资料限制,本研究使用出生时平均预期寿命作为衡量全国及各地区健康水平的表征指标。人口出生时平均预期寿命反映了地区新出生人口平均预期可存活的年数,是假设当前分年龄死亡率保持不变的条件下同一时期出生的人预期能够继续生存的平均年数。该指标包含了死亡率的大部分信息,简单明了,并且可以从国家人口普查资料中获得相关数据
1.2 空间集聚性判定
空间集聚性是健康分布的重要性质,描述了与地理位置相关的健康数据之间的空间联系特征,这里引入全局Moran’s I指数的计算和检验来完成[8]。该指数的取值范围为[-1,1],计算方法如式,1,所示,其中xi、xj为地区i、j的人口出生时平均预期寿命, ?为x的全国均值,wij为空间邻接矩阵的元素,表示各地区之间的地理邻接关系,确定方法见式,2,,其中的n为地区个数。基于正态分布假设,对Moran’s I指数通常采用其标准化的统计量Z,I,检验n个地区之间是否存在显著的空间集聚趋势。当Z,I,为正且
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显著时,表明健康分布存在正的空间自相关,意味着预期寿命相似的地区趋于空间集聚,在地理空间上形成一个或多个明显的高值集聚区或低值集聚区,当Z,I,为负且显著时,表示预期寿命相似的地区趋于分散分布,Z,I,为零则表示预期寿命观测值呈独立随机分布
Moran′s I = ? ,1,
w?=1 地区i和j邻接0 其他 ,2,
1.3 变化收敛性检验
人口健康分布变化收敛性检验的实质是确定预期寿命初始水平较低的地区是否具有比高寿区更高的增长率,以此判断不同地区的健康水平未来是否存在所谓的趋同趋势,亦即收敛趋势。借鉴经济学研究中的收+blnxit+,着it ,3,
2 研究结果与分析
2.1 人口健康分布的差异特征
根据1990、2000、2010年全国人口普查资料,3个年份全国尺度的出生时平均预期寿命分别为68.55岁、71.40岁、74.83岁,20年增长了6.28岁,年均增长0.31岁。这一增速无论与发达国家还是发展中国家相比都不逊色。在省区尺度上,各地区预期寿命均有所增长,但增幅存在明显差异。表1显示,1990年预期寿命最小值出现在西藏,为59.64岁,最大值出现在上海,为74.90岁,二者相差15.26岁,各地区标准差为3.49岁。相比于1990年,2000、2010年
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的预期寿命最小值分别增长到64.37岁,西藏,、68.17,q,西藏,,最大值增长到78.14岁,上海,、80.26,上海,,极差则减少为13.77岁、12.09岁,标准差缩小到3.14岁、2.70岁。由此可见,20年间我国人口整体的预期寿命在大幅提升的同时,省区层面的差异在不断缩小。对全国3大地带进行分区统计,发现1990年东部各省份的预期寿命均值为71.41岁,中、西部分别为67.98、65.30岁,2000、2010年东、中、西部预期寿命均值则分别达到为74.21、71.40、68.42岁与77.28、75.08、72.62岁,均呈现明显的“东部较高、中部居中、西部最低”的空间梯度差异特征。从3大地带之间的差异看,除2000年的中、西部差异比1990年稍大外,其他年份各地带之间的差异均呈现出不断缩小的特点,表1,
为进一步考察不同地区健康水平的时空对比关系,将3个年份所有的样本数据作为分类对象进行空间聚类分析。利用常用的K-means距离聚类法,根据中心值65.6491、71.1823、75.8690将所有样本划分为3个类型组,分别命名为预期寿命低水平组、中水平组和高水平组,结果如表2所示。显示2010年的西藏、2000年的贵州、云南、西藏、甘肃、青海、新疆与1990年的吉林、黑龙江、江西等合计22个省份同属于低水平组,说明这些省区的健康水平处于较低层次,意味着2010年西藏的预期寿命仅相当于贵州、云南等省份2000年的水平以及吉林、黑龙江、江西等省份1990
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年的水平。低水平组内多为1990年的中、西部省份与2000年的西部省份,无东部省份。中水平组内的样本相对多样,三大地带内3个年份的省份均有涉及,但总体上以1990年的东部省份、2000年中、西部省份和2010年的西部省份为主。高水平组则以2010年的中、东部省份为主,西部省区较少,明显反映了西部地区健康水平落后于中、东部的时空特征
2.2 人口健康分布的变化趋势
根据式,1,、,2,计算3个年份的Moran’s I指数,发现1990年各地区预期寿命的Moran’s I指数为0.5443,且通过5%的显著性检验,表明我国人口预期寿命存在显著的正向自相关,说明从统计学意义上看,各地区健康水平分布并非表现出完全的随机性,而是在宏观上呈现出一定的空间集聚趋势,健康水平较高的省区相对地趋向于和较高水平的省区相邻,健康水平较低的省区相对地趋向于和较低水平的省区相邻。2000、2010年预期寿命的Moran’s I指数分别减少到0.5136、0.4399,且均通过5%的检验,说明这两个年份的健康分布也存在明显的空间集聚趋势,但与1990年相比集聚性降低,分散化趋势相对增强
根据公式,3,对1990年,2000年、2000年,2010年、1990年,2010年3个时段的人口预期寿命的收敛性进行检验,结果如表3所示。1990年,2000年时段检验方程的F
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值为12.075,说明该方程在5%的置信水平下显著,R2为0.294,表明预期寿命年均增长变化的29.4%可以由其初始水平进行解释,收敛系数b为-0.021,小于0且通过5%的显著性检验,表明初始水平较低地区的预期寿命增速快于水平较高的地区,初始水平较高的地区的预期寿命增速慢于水平较低的地区,两类地区的预期寿命差异存在随时间而减小的趋势,最终会趋同或收敛于某一较高水平。对2000年,2010年的收敛性进行检验发现,相对于前一时段,预期寿命初始值对其增长率变化的贡献度进一步加大,由29.4%增加到55.3%,输出方程的显著性也有所增强。但收敛系数b的绝对值有所降低,由前一时段的0.021降低到0.020。就1990年,2010年全时段的总体情况看,收敛系数b为-0.018,收敛速度稍低于两个分时段。不同地区健康水平存在收敛性的主要原因可能在于,第一,人类的健康发展水平有着严格的生物学极限,预期寿命不可能无限提高,存在所谓的“天花板”效应。第二,近些年各地区健康水平普遍达到较高水平,经济发展、医疗进步、营养改善等因素对健康提升的边际效应开始呈现差异化的递减趋势,对低寿区人口的促进效应较大,高寿区较小,由此导致了不同地区健康提升速度的差异,引致预期寿命的趋同
2.3 人口健康分布的影响因素
现代健康观认为,人口健康受到多种因素的影响,与当
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地的自然、人文条件密切相关[10]。根据Grossman提出的健康生产函数并考虑数据的可得性等因素,这里重点从区域经济发展水平,x1,、社会发展状况,x2,、居民生活水平,x3,、自然环境禀赋,x4,、污染处理状况,x5,、医疗卫生资源,x6,等6个方面建立人口健康分布的影响因素集。其中,?经济发展水平用人均GDP表示,单位,元/人,反映一个地区的综合实力,预期对当地人口的健康发展有正向作用。?社会发展状况用人口城市化率表示,单位,%,反映社会进步和文明程度,预期有正向影响。?居民生活水平用恩格尔系数表示,单位,%,反映食品消费支出在居民总支出中的比重,预期有负向影响。?自然环境禀赋用森林覆盖率表示,单位,%,良好的生态环境有利于增强体质和减少疾病,因此预期有正向影响。?污染处理状况用废水排放达标率表示,单位,%,预期有正向影响。?医疗卫生资源用每万人拥有的医疗病床数表示,单位,张/万人,预期有正向影响。 基于最小二乘方法,OLS,的回归估计是当前广泛使用的影响因素研究方法。但是,由于上述6类因素指标间存在意义上的重叠,直接使用这一方法将严重扩大模型误差并破坏模型的稳健性。主成分回归方法能有效克服这一缺陷,首先对6个自变量做主成分分析,提取全部主成分Fj,j=1,2,…,6,与因变量进行回归建模,如式,4,所示。然后,采用OLS方法进行估计并逐步删除t检验不显著的主成分,仅保
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留通过检验的主成分。显然,这些相互直交的主成分避免了在一般回归参数估计时使用OLS方法的困难,并且由于各主成分均为原自变量的线性组合,转换后可以得到关于原自变量与因变量的映射关系,如式,5,所示
y=a+,滋1F1+ ,滋2F2+…+,滋6F6+,著 ,4,
y=,茁+r1?1+r2?2…+r6?6+,浊 ,5,
为增加模型估计的稳健型,反映近20年的总体状况,这里使用1990、2000、2010年3个年份预期寿命的平均值作为因变量y,以3个年份的人均GDP、人口城市化率、恩格尔系数、森林覆盖率、废水达标率、万人病床数指标的平均值?1、?2、?3、?4、?5、?6作为自变量,进行建模分析。结果显示,最终有第二、六主成分在5%的水平上通过检验,相应的估计方程为y=64.034+0.064F2+0.024F6,方程F值为38.014,调整的R2为0.705,表示方程在1%的水平上显著,且两个主成分能够解释健康分布差异的70.5%,表4,
变量代换后,健康分布关于原自变量??,i=1,2,…,6,的回归系数估计结果见表5。可以发现,?1、?3、?4、?5四个指标的回归系数为正值,说明地区经济发展、食物消费、自然环境、污染防治指标变量对人口预期寿命有正向影响,在控制其他因素保持不变的情况下,这4个指标每提高1个百分点将推动人口预期寿命分别增加0.030%、0.36%、5.83%、3.52%。其中,?1、?4、?5的影响方向符合预期,
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?3的影响方向与预期相左。其原因可能是,食物是维持人体健康最核心的物质基础,当前我国居民的营养摄取普遍处于中、低水平的供需平衡状态,家庭在食物消费方面的支出比重越大,即恩格尔系数越大,,在一定程度上表示人口的总营养水平较高,相应的健康水平也越高
?2、?6两个指标的回归系数为负值,说明人口城市化水平越高、每万人拥有的病床数越多,人口预期寿命反而越低,这种情况与大部分人的经验性认识相悖。我们认为,城市化指标效应为负的原因可能是,我国当前大部分地区的城市化水平尚处于较低层次,城市地区普遍存在交通拥挤、住房紧张、社保不健全、工作压力高、环境污染大等现象,人口常住地的转变没有给地区总体带来更高的健康保障。也就是说,城市化虽然能够使人们获得更好的医疗保健服务和产品,但城市化快速推进所激发的健康损害大大削弱了其积极效应,导致健康净效应总体为负。同时,根据Grossman模型,随着医疗设施和卫生服务的增加,居民健康需求和健康水平一般也会提高。但如果相对于居民收入而言,医疗服务因收费过高对大部分人产生明显的需求抑制时,它们对健康生产的边际效益可能趋于零,部分地区甚至因为资源浪费、使用不公或使用效率低下等原因导致对人群总体的健康贡献为负,从而在总体上产生医疗改善与健康提升的负相关现象。这种情况在一定程度上反映了我国近年来的医疗卫生体
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制改革现状,改革方向一直在市场化和公益化两种倾向之间摇摆,群众看病难、看病贵的问题一直没能得到彻底解决。从总体上看,上述6类因素对健康分布的影响系数,绝对值,都比较小,说明这些因素的影响方向尚存在变化的可能,与人群健康的关系具有一定的可变性,这需要在不同时空背景下进一步深入研究
3 结论与讨论
人口健康在多种因素影响下具有明显的时空动态性,本文研究发现,第一,近20年我国居民总体的健康状况得到较大改善,但人均预期寿命存在明显的省际差异,呈现西部较低、中部次之、东部最高的空间梯度特征,差异程度随时间不断降低,第二,各地区健康分布并非表现出完全的随机性,而是在总体上呈现出一定的空间集聚趋势,但集聚趋势随时间变化有所弱化,第三,地区人均预期寿命的增加速度与初始水平负相关,初始水平较低的地区增速普遍高于初始水平较高的省区,空间收敛趋势明显,第四,人均GDP、食物支出占比、森林覆盖率与废水处理达标率等指标较高的地区的预期寿命相对较高,城市化的快速推进与医疗设施禀赋变化对人口健康的净效应总体为负
上述结论为我国卫生体制改革、医疗资源配置提供了部分依据,提示我们在预期寿命的高、低集聚区应分别采取不同的应对措施,在医疗保健、社会保障、养老保险、产业转
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型、退休年龄、婚育政策等方面进行差别化设计,因地制宜,预期寿命具有明显的收敛性,意味着各地区未来均有步入老龄化社会的趋势,当前应未雨绸缪,尽早从总体上谋划一条符合中国国情的卫生体制和资源配置模式。另外,在小康社会建设中还应始终牢固树立以人为本的理念,进一步理清相关因素的健康效应机制,保证城市化快速推进过程不得损害生态环境质量,努力增加居民收入和营养供给,大力提升医疗设施规模和质量,坚持卫生体制改革的公益化方向,不断提升国民健康福利
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Spatio-temporal variations of population health
distribution in China and its influencing factors
YANG Zhen, LIU Hui-min, WANG Xiao-xia
,1. College of Urban and Environmental Sciences,
Central China Normal University, Wuhan 430079,
China, 2. Key Laboratory of Geological Process Analysis
and Simulation of Hubei Province, Wuhan 430079,
China,
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Abstract, Using the recent three census data, this
paper analyzed the spatial and temporal variations of provincial distribution of population health in China and its influencing factors. The results showed that, 1, Chinese
residents’ overall health has been improved in the past 20 years, but the provincial average life expectancy was significantly different, which present the gradient
decrease trend from the east area to the western area. 2,
The regional distribution of health is not completely random. It shows the spatial agglomeration trend on the whole, although the agglomeration trend have weakened. 3, The increasing rate of regional life expectancy is negatively related to the initial level, which means that the
increasing rate of low initial-level provinces are higher than those of the high initial-level provinces. And the provincial health disparities is decreasing. 4, The principal
components regression showed that per capita GDP,
food expenditure rate, the forest coverage rate, the
effluent treatment rate and other indicators are the main factors influencing the regional life expectancy. Due to urbanization, the problems such as traffic congestion,
environmental pollution, marketization of medical reform
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has resulted in difficulty and high cost of treatment, which
explains why the index of urbanization and medical facilities are negatively related to local health level.
Key words, health distribution, spatial and temporal
changes, space correlation, convergence, influencing
factor
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