影响出生率的原因篇1
关键词 累积影响 劳动生产率损失 索赔
工程变更往往是工程项目投资失控和工期延误的主要原因，工程变更对项目的影响主要表现在工程项目成本增加和工期延误。其中成本的增加除了变更的直接成本开支外，多变更的累积影响会降低生产率，从而也会增加工程变更成本。
一、变更累积影响的成因
(一)工程项目变更对生产率的影响
工程项目变更对生产率的影响是由于变更对工程项目产生干扰而引起的。“干扰”一般被定义为妨碍项目参与方按设计或计划实施工程或部分工程的行为或事件”。变更是产生干扰的原因之一，干扰的产生会降低生产率并延长项目工期。
一旦发生工程变更，承包商正常的施工节奏会被打断，正在进行的工序可能停下来，在同一工作层面上可能有多个工种在施工，现场各工种搭接交叉施工增多、协调监督量增加，发生拥挤和中断怠工现象；其次由于新增工程的发生，现场有限的设施、施工设备和器具无法满足扩大工作面后的施工要求；同时由于工程资源投入的强度突然增加，有可能导致现场材料供应不足；另外随着现场协调、参与人员的增加和正常的施工流中断，项目各管理层间的信息流增加，信息处理量增加，这些施工干扰会造成现场的生产率降低。
一旦现场的实际生产率低于变更前的计划生产率，如果继续按照原来的施工方案实施工作，必然不能按期完工，也会增加费用，在这种情况下，承包商对原有的施工方案进行调整，以便在有限的资源条件下顺利实施变更工程，施工方案的调整为生产率的变化带来了两方面的影响：一方面，由于在原有方案的基础上，工序搭接优化，也有更多的资源投入，这能够改善生产率降低的状况，降低变更所带来的干扰影响。但另一方面，承包商为了按期完工，可能进行加速施工或返工，加班导致工人疲劳度增加；现场拥挤引起的停工、窝工、怠工和改变正常的施工节奏导致工人的施工情绪变动，产生消极现象；由于工人对工作环境的适应和工种的了解，如果不变换工作内容，随着工程量的增加，工人会越来越熟练工艺操作，单位时间内完成的工作量增加，即每单位工程量所需要的时间逐渐递减，生产率逐渐递增，但工程变更发生时，正常的、重复性的工作活动被变更打断和干扰，使得工人对环境的适应和工艺过程的熟练需重新开始，因此变更后的平均生产率将低于变更前的劳动生产率，相应将需增加更多的人工投入，付出更大的变更代价，造成生产率下降，进一步加剧了变更的干扰作用。
(二)生产率对工程变更成本的影响
工程变更引起了变更干扰，而工程变更和变更干扰又是导致生产率下降的原因，变更成本除了考虑直接成本外，还需考虑由于生产率下降所导致的间接成本。
生产率下降是间接成本的最主要和最终的表现形式，在变更成本中，间接成本是主要针对生产率损失的。因此这部分成本的补偿也主要体现在生产率损失的补偿。
从合同价格的构成上看，工程的直接费包括人工、材料和机械三部分。生产率下降并不会影响材料的使用额，只是增加了人工和机械的投入。机械部分的投入根据机械台班的使用量容易进行测算，而增加的人工费的确定较为困难，从表面上看，增加的人工费大小由生产率下降的比率决定，生产率下降越大，人工费增加越多，因此计算由于生产率下降所引起的增加的人工费是定量化分析影响成本大小的依据。在与人工费有关的生产率下降损失的确定和责任划分上，界定却很困难。一方面变更是由业主主导的，而变更则是导致生产率下降的直接原因，另一方面，生产率下降的原因也可能包括承包商的管理能力不足、施工协调不充分等方面的因素。在实际工程中，由于双方的责任混杂在一起，很难准确量化各自的责任。
(三)工程项目变更的两类成太
变更所造成的干扰有些是可预见的，有些是不可预见的，可预见的干扰只发生在变更工程的部分，而不可预见的干扰还可能对其他未变更的部分造成影响，因此可以把变更成本分为两类，单一变更成本和变更的累积影响。
单一变更成本是只考虑单个变更干扰对变更工程本身所带来的可预见的影响，即变更时在计划生产率下完成变更部分的工作所需要支付的成本。单一变更成本没有考虑变更对项目变更部分和未变更部分所造成的不可预见的干扰，即不考虑由于变更对承包商的劳动生产率所造成的影响。由于造成单一变更成本的干扰是可预见的，因此往往是在变更以前定价的，由双方协商确定变更的价格。
变更的累积影响是指发生多个变更时，这些变更的总影响超过了单个变更产生的影响(一般为破坏性影响)的简单累加。累积影响来源于变更的“涟漪效应”和多个变更的“协同效应”。当同时实施多个变更时，变更间的交互作用，破坏了工程项目的原有协同秩序，这些变更产生的总影响超过了由单个变更产生的破坏性影响的简单累加，这种不相关的变更的“协同效应”对生产率将会产生不可预见的干扰。某些变更工作的实施可能只影响项目的某些特定活动，但显然这种情况是很少发生的。变更能够干扰未变更部分的工作，换而言之，特定的变更能够对整个项目的生产率都产生影响，这常被称为变更的“涟漪效应”。
因此，工程项目的总变更费用为工程项目所有单一变更成本之和加上变更累积影响成本。
累积影响由于其不可预见性，往往是变更发生后定价，一般在项目完工后由遭受变更的累积影响损失的一方以索赔的形式要求业主进行补偿。
二、变更累积影响索赔
在国外，变更的累积影响已经被法庭所承认，但是要成功地进行累积影响索赔，承包商需要有证据证明其获得补偿的权利、累积影响的原因及变更所导致的损失。实施多个变更并不能说明一定导致了累积影响，但是由于承包商的确承受了累积影响的损失，承包商为了得到补偿，不可避免地需要承担找出遭受变更累积影响损失的证据，才有可能索赔成功。
(一)累积影响索赔的有效性
为了成功地进行累积影响索赔，承包商必须证明自己有权获得补偿，即需要证明累积影响索赔的有效性。证明累积影响索赔的有效性一般包括五个基本要素：发生了多个变更；承包商的生产率受到了影响；对生产率的影响来自于这些变更的实施；承包商在变更实施前的定价阶段无法预见累积影响；在协商进行变更时，承包商没有放弃累积影响索赔的权力。
多个变更的发生是容易被证实的，而判断多个变更是否影响了承包商的生产率一般通过方法来界定。被定义为完成项目所需的总的实际劳动时间与预算的基本时间加上批准的变更时间之和之间的差异。
可能是正值也可能是负值。正值表明完成工程比计划需要花费更多的时间，换而言之，实际生产率低于计划或估计的生产率；另一方面，负值表明实际生产率比计划生产率要高，意味着在此项目上将花费比计划更少的时间。要保证只是项目变更影响的结果，必须建立并统一使用方法评价累积影响的标准。因此，为了在不同规模的项目之间进行对比而提出了％的概念。％定义为除以完成项目花费的总实际工作时间。
％=[总实际工作时间一(预算时间+变更时间)]／总实际工作时间×100％
在确定项目是否受影响时，在预算工作时间的基础上将项目分为“预算内”和“超预算”项目。是否超预算与项目是否受影响属于同一范畴。项目分为受影响的(超预算的)和未受影响的(预算内的)，是通过是否超出±5％进行划分。此划分标准的提出是按照一般保守认为承包商的估计能力为±5％，因此作为工程是否受影响的划分标准。
一般而言，如果变更对未变更的部分的影响是可预见的，在变更定价过程中，这种影响就应该包含在变更价格内，之后这部分就不能够进行补偿。在分别对单个变更进行定价时，承包商一般都不会考虑变更之间的协同效应及对未变更部分的影响。如果在实施变更前就已经预计到可能变更可能会导致生产率下降，变更价格里已经包含了对由于生产率下降可能给承包商带来的损失，此时承包商不能得到补偿。
(二)导致累积影响的原因
证明业主主导的变更是累积影响发生的原因及因此导致的损失是累积影响索赔的核心，而原因往往是累积影响索赔中最难证明的部分。只证明发生了多个变更及费用超支不足以证明变更是累积影响损失的原因。承包商必须把变更与费用超支之间的因果关系联系起来。
导致工期延误和生产率降低的原因可能并不是由业主主导的变更所引起的。而承包商却可能将此损失归咎于业主并要求业主进行补偿。同样，业主可能认为是承包商的低价中标导致变更费用不合理或者认为承包商项目管理不善，并以此为理由拒绝对生产率损失的补偿。因此，为了对承包商遭受的变更累积影响损失进行补偿，必须识别与变更相关的因素与累积影响结果之间的关系。变更可能造成干扰的相关因素主要包括以下几个方面。
1 变更强度
变更的强度可从以下几个方面来理解：变更的数量；变更发生的频率；批准的变更工期与总合同工期的比率。
2 变更时机
变更越早做出，造成的不利影响也越小，设计阶段进行变更比施工阶段进行变更对项目造成的累积影响小；变更在整个项目阶段中所处的时间越晚，对未变更工程产生的涟漪效应的影响越大，生产率损失越大；从决定进行变更到业主指示实施变更的变更处理时间越长，越容易产生累积影响。
3 变更工作的类型
不同类型的变更工作(如土木、设计、电气、机械等)，变更对劳动生产率的影响程度也是不同的。这是由于各类工作所需的工艺水平和复杂程度都是不相同的，各种工作对其他工作的依存程度也是不相同的。
4 现场管理
承包商项目经理的项目管理经验、承包商对生产率的关注程度及现场的人员配置也关系着变更对生产率的影响。项目经理的从事类似项目的年限越长，项目管理经验越丰富，越容易控制变更的干扰；承包商根据生产率越密切，越能及时对现场工作进行调整；而现场人员配置不足、或配置超标造成工作面拥挤都不利于降低变更的累积影响。
5 建筑师／工程师的协调
无论变更前还是变更实施期间，建筑师／工程师对partnering团队成员的协调越充分，越容易促进团队成员的协作，从而降低累积影响。
以％表示劳动生产率降低的程度，用来衡量变更的累积影响，变更的各相关因素与％之间的关系如表1所示。
(三)变更累积影响损失额度的确定
对于多变更的累积影响所带来的损失，目前还没有很精确的量化方法，常用的方法主要是总费用方法、测量时段分析方法、基准生产率方法等，但这些方法都无法区分业主和承包商对累积影响的责任，而在实际的索赔案例中，业主常常列举承包商对工程项目所做出的干扰以驳回承包商的索赔，即业主认为导致变更产生额外费用的原因是承包商自身的责任，如承包商的管理能力不足，计划不合理或资源投入不足等。承包商为了成功地实施索赔，通常需要一名专家来分析与变更累积影响相关的各类文件，从而判断变更累积影响损失的额度。按照国外此类索赔案例的法庭经验来看，原则上并不需要承包商明确提出每项变更如何影响各部分工程实施的证据，承包商只需要关注多个变更如何导致工作环境的变化，从而导致生产率下降。例如在美国的一例累积影响索赔的案例中，法庭同意补偿承包商的累积影响损失，法庭认为：业主对原合同的众多变更影响了承包商按照计划生产率完成项目，实质上增加了工程费用，损害了承包商的预期利润。虽然承包商不能明确指出日常工作中每个变更对项目具体每项工作的影响，但这些变更的确对项目的整体进度产生了累积影响，因此承包商有权得到补偿。
三、变更累积影响索赔的策略
由于目前的法律体系还没有清晰的定义变更的累积影响，为了增加索赔成功的可能性，承包商可以采取一些策略。
首先在变更开始实施前，承包商应保留其在变更开始实施后进行累积影响索赔的权力，并清晰记录此时已知或可获得的信息，以便在以后索赔时证明累积影响的不可预见性。
如果承包商认为自己遭受了累积影响，应注意记录与变更相关的各项因素所造成的干扰及如何导致生产率下降。
影响出生率的原因篇2
【关键词】汇率改革；石油进出口；影响因素；石油定价权
石油作为现代“工业血液”，是目前世界上最重要的贸易商品，对一国的经济发展和社会进步起到了至关重要的作用。正因为石油这种重要的特殊性，使得国际石油价格不能简单的从一般商品的供求均衡理论去讨论，它不仅随供求关系的变化而不断波动，还受到其他诸多不确定性因素的影响，如汇率、石油库存、opeC石油政策、石油期货市场投机、地缘政治突发事件等因素都对油价走势有着重要的影响，特别由于当前国际市场上石油均以美元计价和结算，美元汇率的走势对国际油价必然产生影响。
那么对中国而言，中国的石油出口价格是否会受到汇率变化的影响呢？我国进行汇改之后，我国开始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。我国推进人民币汇率形成机制改革的目标主要是希望能够通过汇率改革来缓解对外贸易不平衡、扩大内需以及提升企业国际竞争力、提高对外开放的水平。汇改之后，人民币开始步入了一个不断升值的周期中。原油的出口价格是否会因此受到汇率波动的变化呢，抑或是受到其他因素的影响更大呢。本文将对此进行分析。
本文选取了原油的进口价格ip、原油出口价格xp、名义汇率ne和边际成本mc（以原材料和生产材料价格之和表示）2005年7月至2012年3月月度数据进行分析。首先对所有的数据进行对数平滑处理，以便于分析。对四个变量选取相应的形式进行单位根检验，结果显示Lxp和lip序列不平稳，且经过差分后平稳。因此，可以对此数据建立模型。根据图像特征选择合适的形式和滞后阶数进行协整检验，迹检验和极大特征值检验结果均显示存在一个或两个协整关系。再分析具体的协整方程和协整序列。标准化后的协整方程第二个协整方程显示lmc与lip之间是负相关关系，即边际成本增加后进口价格反而降低，这与一般的经济理论相悖，本例只选取一个协整方程。协整方程所对应的序列是平稳的，即各变量之间存在协整关系。该协整方程为：
Lip=0.98lxp+1.34lmc+0.804lne+et
查看模型（见图1）的脉冲响应函数，分析可知，边际成本在中长期对于原油的进口价格存在较大的正向影响，而汇率和出口价格则对进口价格存在一定程度的负向影响。原油的进口价格对出口价格产生很大幅度的正向影响，汇率对出口价格同样也有一定程度的负向影响，并且持续到长期；而出口价格在短期内的上涨会使得其在中长期下降。边际成本的变化很大程度上取决于自身，而在长期出口价格的变化会对其产生较大幅度的负向影响，汇率和进口价格对其影响幅度不大。汇率的变化大部分由自身决定，在长期，原油的进口价格和出口价格都会对其产生一定程度的负向影响，而边际成本对其影响较小。
而方差分解显示原油的进口价格容易受到边际成本的影响，而这一影响在长期将会达到20%左右，而出口价格会受到进口价格的影响，在长期更为显著，达到了78%左右，具有很大的外生性。边际成本和出口价格的关系较为密切，在长期这一比例将达到33%左右，同时也会受到汇率的影响，大约占8%左右。而汇率自身受其他变量的影响很小，具有较弱的外生性。
综上所述，中国石油出口价格很大程度上取决于国际石油价格的变化，虽然中国国际地位在不断上升，但从检验结果来看中国在石油价格上的定价权表现的并不十分显著。当今国际石油定价体系中，欧美通过其成熟完善的期货市场基本掌握了国际石油定价规则，中国则依然处于石油定价中心的边缘位置，出口价格仍要很大程度依赖于国际石油价格的变化。对此应当建立完善的国内石油体系，争取话语权和定价权。
参考文献
[1]王凤华,汪玉龙.欧元与美元的汇率和国际原油价格的关系[J].商场现代化,2009(34).
影响出生率的原因篇3
【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4
【关键词】房地产估价收益还原法还原利率
1引言
在房地产估价中，经常用到的方法有三种:市场法、成本法和收益还原法。而对收益性物业诸如商场、商铺、写字楼、宾馆等，决定其当前价值的不是过去的因素，而是未来的因素，也就是说基于市场参与者对未来所能带来的收益或者能够得到的满足、乐趣等的预期，因此利用前两种方法往往无法准确地反映其真实价值，因此就需要用到收益还原法来完成。收益法是基于预期原理，即未来收益权利的现在价值，根据估价对象房地产的正常年收益，扣除必要的各项费用和税费后，获得其年纯收益，然后将该年纯收益利用还原利率还原，即得到待估房地产的价格。实际工作中，由于还原利率的确定在一定程度上难以得到解决，因此，其应用受到限制。
2还原利率的实质
经济学上，还原利率是将纯收益还原或贴现为价格的比率，实际是一种投资收益率或投资报酬率。用马克思的地价公式表示还原利率，则V=a/r，其中V指不动产价格，a指纯收益，r指还原利率。由于房地产具有投资和消费的双重属性，购买房地产(尤其是收益性房地产)，实质上就是一种投资，其投资额就是该房地产的价格，而其收益即为每年的纯收益，这就像在银行存款能获得利息一样。
在市场规律作用下，投资收益率的高低与投资风险成正比，投资风险越大，投资收益率也就越高;反之则越低;同等的投资风险，其收益率应该相同。基于此，还原利率的实质可阐述为下列四个方面:
（1)其值必须为正值，如果还原利率r
3还原利率的类型
照评估对象的不同，即单纯的土地估价、建筑物的估价或房地产的估价，可将还原利率分为3类:（1)土地还原利率(rL):求取土地价值时所使用的还原利率，其对应的纯收益是由土地单独产生的净收益。（2)建筑物还原利率(rB}:求取建筑物价值时所使用的还原利率，其对应的纯收益是由建筑物单独产生的净收益。（3)综合还原利率(r):求取房地产价值时所用的还原利率，对应的纯收益是土地与建筑物共同产生的净收益。
4确定还原利率的原则
4.1确定还原利率应遵循的原则
4.1.1口径一致原则
同一类房地产的收益水平是个客观存在的值，其现值亦然，尽管以不同的形式表现出来，都只应反映那个客观存在的值。因此，不同口径的收益必须取用与其口径相对应的还原利率，计算出来的收益价格应相等。
4.1.2客观性原则
收益法中房地产纯收益的求取值是客观纯收益而非实际纯收益，与此相对应的还原利率的确定值也是客观的，而非实际的投资收益率。因此，还原利率的确定应剔除人为的、主观因素的影响，而反映出该房地产投资行业的客观、平均水平的期望报酬率。
4.1.3实用性原则
实用性原则是指还原利率的选取和计算要切合实际，具有较好的操作性，能为人们所接受并自觉地在评估实践中加以利用。
4.2确定还原利率需考虑的因素
4.2.1区域因素
所谓区域因素是指某收益型房地产所处的区域环境对其投资收益所产生的影响。由于房地产位置的固定性，不同地区经济状况不同，其房地产的收益也不同。比如，沿海地区收益型房地产的纯收益与还原利率均要比内地高。
4.2.2时间因素
房地产估价须依据估价时点原则，即时间因素对房地产的影响不容忽视，在确定还原利率时，也应考虑时间因素的影响。具体而言，就是通货膨胀率和在不同时间段存贷款利率变化，对还原利率的影响。
4.2.3政策因素
一般估价是在市场公平的条件下进行的，但是一些优惠政策因素会对房地产的投资收益产生影响。例如“三资”企业享受的税收优惠政策等，因此，对于有受政策性影响的收益型房地产，其还原利率须做相应调整，以剔除政策因素的影响。
4.2.4社会经济因素
社会经济因素主要指政治经济稳定状况和社会治安程度。一般而言，一个政治经济不稳定的国家或房地产所处地区经常发生犯罪案件的，其还原利率较高，因为只有较高的投资收益率，投资者才会冒此风险进行投资。
5求取还原利率的方法
5.1累加法
该方法的基本公式是:还原利率=无风险还原利率+风险还原利率。无风险还原利率又称安全利率，是指无风险投资的报酬率，是资金的机会成本。风险还原利率是指承担额外风险所要求的补偿，即超过无风险还原利率以上部分的还原利率，具体是估价对象房地产存在的具有自身投资特征的区域、行业、市场等风险的补偿。
5.2市场提取法
该法是利用收益法公式r=a/V，通过搜集市场上相同或相似房地产的纯收益a,价格V等资料，反求出还原利率r，然后对各个交易实例的r进行调整，最后评定出一个客观的还原利率。在此，应注意纯收益a是由房地产带来的，不应包含行业经营带来的收益，因此，其求取公式为a=行业经营总收入――经营总费用――行业目标收益，但这样求出a仍不精确，因它难免包含行业管理好坏和政策因素带来的收益与损失，而这些均与房地产无关，若用受这些因素影响的a来求出还原利率是不精确的。因此，在实际操作中常用租金纯收益来代表房地产带来的纯收益，即租售比来表示r，但须注意，由于我国目前房地产租金价格水平偏低，在使用租售比时须对其进行适当修正。
5.3投资报酬率排序插入法
由于具有同等风险的任何投资的报酬率应该是相近的，所以，可以通过与估价对象同等风险的投资报酬率来求取估价对象的报酬率。该法首先将社会上各种类型的投资及其年投资报酬率找出，并将投资报酬率从低到高按顺序排列，制成坐标图，而后将本地区某行业收益型房地产与各种类型的投资进行比较分析，该过程可请房地产估价师参与，并根据经验判断所要评估的不动产的投资收益率与风险应该落在哪个范围，最后把结果在坐标图上进行定位，从而确定所要求取的还原利率的具体数值。
6结论
综上所述，从还原利率的实质出发，综合考虑确定还原利率的原则与因素，利用以上三种方法来确定不同收益型房地产的还原利率，最后综合确定出一数值，若不发生较明显的经济或利率变动，则这些还原利率将在一定时期内保持不变，可供估价人员在平时估价时使用。
参考文献:
[1]俞明轩.房地产评估.2004.85-89.
[2]倪志伟，蔡博文.房地产佑价收益法中还原利率确定方法的研究.安徽建筑,2005,(6):139-140.
[3]李翼萍.房地产估价中还原利率的确定.江苏建筑，2006,（4）:34.
[4]柴强.房地产估价.首都经济贸易大学出版社，2006,（7）.
影响出生率的原因篇5
关键词：汇率传递；价格；传导机制
在全球经济一体化程度不断加深的背景下，汇率作为一国货币相对于另一国货币的价格，其变动首先会引起一国进出口商品定价和国内物价水平的变动，进而通过支出转换效应对贸易收支和其他宏观经济变量产生重要影响。因此，汇率是经济生活中备受关注的一个经济变量，随着金融全球化和我国社会主义市场经济体制的不断完善以及汇率市场化改革进程的加快，汇率对我国经济的影响越来越大，已经成为反映宏观经济形势的一个重要经济指标。本文通过对国内外相关研究进行梳理的基础上，详细阐述汇率传导的含义和传导机制，以揭示汇率-价格机制运行的内在关系。
1汇率传导的含义
汇率价格传导也称为汇率的传递弹性（exchangeratepass-
throughelasticity），是指汇率变动所带来的与之相关价格因素的变动。汇率价格传导是理解汇率与实体经济之间相互关系的决定性因素，是描述汇率与价格关系的主要形式，即汇率变动引起的价格水平改变的程度。许多学者基于不同的研究视角对汇率传递给出了不同的概念界定。一些学者主要从汇率变动对进口价格变动的效应来定义汇率传递。比较有代表性的定义如下：ohno（1989）认为“传递概念是指汇率变动反应在进口价格上变化的程度”。根据mann和hooper（1989）的定义，狭义的外汇价格传导是指进口价格对名义汇率波动的变动率，即汇率波动所引起的进口价格的变动。广义的汇率价格传递是指因汇率波动而对国内价格产生的多因素、多层次的影响。近年来，随着开放经济宏观经济学的发展，一些学者对汇率传递的界定给予更为丰富的涵义，把汇率传递效应从进口价格扩展到出口价格和国内一般物价水平，如menon（1995）、mccarthy（2000）等把汇率传递定义为“国内价格水平对汇率变动的反应程度”。因此，一般来讲，可以将汇率传递定义为按照目的地货币表示的贸易商品价格对汇率变动的反应程度。
2汇率对价格的传递机制
汇率价格传导机制是指名义汇率波动引起价格水平变化的渠道和路径。汇率变动对一国国内价格水平有重要影响，而且其对于不同的价格指标的影响效果和影响机制是不同的。goldberg和knetter（1997）将汇率价格传导机制分为直接传导机制和间接传导机制。直接传导机制是指汇率的波动对于进口品价格的直接影响作用；间接传导机制是指汇率变动对于国内其他价格的间接影响，如工业品出厂指数、消费价格指数等。其传递路径如图1所示。
2.1直接传导机制
汇率变动会引起不同国间商品价格的相对变动，其最直接影响到的是进口商品价格，然后通过进口商品价格变动对国内生产者价格指数和消费者价格指数产生影响。
首先，由于进口商品中包含了消费品，汇率通过影响进口商品中的消费品的价格进而影响消费者价格。汇率变动对进口消费品的影响是最直接的,在完全竞争的市场条件下,汇率变化对进口消费品的影响将是完全的,但由于市场不完全、配送成本等因素的存在,汇率对进口消费品的传递是不完全的,一国进出口行业垄断程度、进出口贸易厂商定价的能力以及进口商品的配送成本越大，则汇率传递效应越小。汇率对进口消费品价格的影响虽然是最直接的,但是影响cpi的程度则要看进口消费品在居民总消费额中所占的比重,一国居民的消费品进口比重越大,则汇率变动通过进口消费品价格影响cpi的效应越大。
其次，汇率变动通过影响进口品中的中间产品和原料、燃料等价格进而对工业品出厂价格、消费者价格产生影响。进口商品中中间产品和原料、燃料等并不是直接进入消费市场，而是要进行再加工才流通到最终产品市场上，此类产品的价格变动是通过最终产品的成本变化间接影响国内价格指数。中间产品和原料、燃料只是厂商生产的一部分成本,汇率变化对生产成本的影响程度由该中间产品和原材料、燃料在总成本中的比例决定。
产品成本中进口中间品与原材料、燃料所占比例越大,汇率变动对产品的生产成本的影响就越大。而汇率对生产成本的影响将进一步影响到工业品出厂价格指数,并最终影响消费者价格。当然，还要考虑弹性因素，汇率对进口消费品和进口投入品的传递弹性、进口消费品品在总消费品中的比重以及进口投入品占总中间投入品的比重等。这些因素的高低都会在一定程度上影响汇率对物价的传递。
2.2间接传导机制
与汇率传导
的直接机制相比，汇率对物价影响的间接传导机制要复杂得多，而且影响方向也不明确，因此消费者价格指数、工业品出厂价格指数等一般对汇率反应的敏感程度要远远低于进口品价格，并且反应也较滞后。
2.2.1替代机制
人民币汇率变动能通过影响国内进口替代品的价格，间接影响消费品价格。一方面，人民币升值降低了进口商品中的消费品价格，国内消费者将用进口消费品替代国内近似产品消费，使国内进口替代品的需求下降，从而有助于国内一般物价水平的下调。另一方面，从进口来看，汇率的变动通过影响进口中间品、原材料和燃料的价格进而影响生产成本和产成品的价格,这将改变产成品、贸易替代品和非贸易品的相对竞争力,从而改变它们的供求平衡和价格,最终影响到cpi。从出口来看，以汇率升值为例,人民币升值将导致出口商品的外币价格上升,进而削弱出口商品的竞争力,带来出口减少的压力,造成部分商品由出口转为内销，这部分转内销的商品将打破原来出口品与替代品、非贸易品的供求平衡与价格水平,最终将影响消费者价格指数。
2.2.2收入机制
根据弹性理论,人民币升值有助于抑制出口，扩大进口，减少国际逆差，从而导致人均的收入减少和物价下跌。汇率改革后，我国对外贸易已经开始呈现出口增速放缓而进口增速加快的趋势，汇率影响已初步发挥，在内需无法快速提升的情况下，人民币升值必将影响我国的经济增长速度，缓冲物价的上涨。
2.2.3货币工资传导机制
本币的升值带动了进口品价格下降，从而推动居民的生活支出减少，在名义工资不变的情况下，实际工资会有所上升。实际工资的上升将从两方面影响国内价格水平，一方面，由于工人实际工资的上升，企业会倾向于降低工资收入者的名义工资或减缓工资的上涨，较低的名义工资会进一步推动企业生产成本和居民生活费用下跌，最终使整个经济的一般物价水平下降；另一方面，实际工资的提高会增加对商品的需求，消费者将要求购买更多的商品，而进口价格相对国内价格要低，因此增加的购买力将倾向于购买更多的进口消费品，大量的低价进口品带动国内非贸易品价格下降，这加剧了国内通货紧缩。
2.2.4货币供应机制
主要通过外汇收支、外汇储备和货币供给渠道影响国内物价。首先是汇率变动对进出口贸易影响。例如，本币升值后，在货币工资机制和生产成本机制的推动作用，货币供应量在一定程度上可能出现下降；另一方面，在外汇市场上，本币升值引起的出口下降或贸易逆差可能使中央银行在结汇方面将减少本币的供给。综合来说，货币供应量的下降在一定程度上将促使国内价格的下降。其次是汇率变动通过影响国内外资产的相对价格进而影响热钱和跨国投资的流动方向，从而影响外汇储备。这两种机制对物价的作用相反，因此，本币升值对国内物价的影响方向存在不确定性。
2.2.5预期机制
当本币币值预期发生变化时，将从以下两个方面影响国内物价水平。首先是经常项目。例如，本币出现升值预期时，本国货币被低估，本国的出口产品价格过低而进口产品价格相对过高，这增强出口产品的贸易竞争力和进口产品的阻力，进而导致国外对本国净需求的增加；由于国内总需求的增加，国内物价将上涨。其次是资本项目，特别是短期资本项目。如果资本项目管制不完全，本币低估会导致强烈的本币升值预期，大量短线投机资本流入。为了维持汇率稳定，采取投放本币吸收外币的操作必将导致本国货币供应量大幅增加，加剧通货膨胀。
从上述汇率对国内物价的影响机制可以看出，在收入机制、货币工资机制、生产成本机制、预期机制和替代机制的作用下，本币升值会降低国内物价，而货币供给机制对汇率和物价关系的影响则是不确定的。因此，现实中汇率变动对物价影响程度如何，则应该视各传导机制相对作用的大小而定。当然汇率对价格传递发生的速度和影响程度还依赖于许多其他因素，如：厂商定价策略、市场结构、通货膨胀水平，非贸易物品与贸易物品在工业品出厂价格指数和消费者价格指数中的比重以及现行汇率政策等。
参考文献：
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影响出生率的原因篇6
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7
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
影响出生率的原因篇8
【关键词】高校中年教师体育锻炼动机原因
高校中年教师是高校师资力量的中流砥柱，同时这一群体的压力也最大，社会的快速发展和对教育要求的日益提高，生活、工作、社会等各方面的压力接踵而来，导致很多高校中年教师在身体和精神等方面都存在严重的透支。高校中年教师的身体状况和体育锻炼现状，需要社会给予更多的关注和研究。
本研究中体育锻炼的动机和原因指标根据2001年中国群众体育现状调查的指标设计。主观动机测量指标有：强身健体、娱乐消遣、陪同亲友、减肥健美、保健康复、缓解压力、交流交际、家庭交流、修生养性、提高能力、运动不足、宣泄情绪、兴趣爱好、其它主观原因。客观原因测量指标有：学校培养、传媒影响、家庭影响、朋友影响、名人影响、学校活动影响、体育赛事影响、周围锻炼人群影响、其它客观原因。统计样本中体育锻炼的主观动机和客观原因原始测量指标的中选频度，在此基础上运用主成分分析的方法研究分析湖南高校中年教师体育锻炼的动机和原因。
一、主观动机
主观有二种含义，一指人的意识、精神；二指人的认识不从实际出发。体育锻炼的主观动机是指人的意识、精神上的动力和原因，是一种内在的原因。如同人的任何活动一样，个体在参加体育锻炼的背后必然隐含着深刻的内在原因，即主观动机。本文中根据对主观动机测量指标相关系数矩阵分析，各测量指标独立性较差，在数理统计上适宜采用主成分分析。经Kmo抽样合适性测度值检验，主观动机Kmo值为0.718。经Bartlett检验，卡方统计量（X2）=2661.461，自由度（df）=78，p0.001。说明适合采用主成分分析对体育锻炼的主观动机作进一步探讨。
注：主成分(Component)按特征值（total）大于1取舍
表1是体育锻炼主观动机测量指标主成分分析特征值(total)、贡献率(%ofVariance)和累计贡献率(Cumulative%)。按主成分(Component)按特征值大于1取舍，共有5个主成分入选，测量指标累计贡献率86.66%。如此选取的5个主成分，可以解释湖南高校中年教师体育锻炼主观动机测量指标变异86%以上的信息。
对湖南高校中年教师体育锻炼主观动机每一测量指标在5个主成分中的因素负荷矩阵进行分析（按因素负荷≥±0.65对各因素进行取舍），归纳得出湖南高校中年教师参加体育锻炼主观动机的5个主成分，按贡献率从大到小顺序，分别是生活情趣因子，包括强身健体、消遣娱乐、修身养性、兴趣爱好四项指标，其贡献率为27.534％；保健、康复因子，包括保健康复、运动不足两项指标，其贡献率为17.91％，；亲情交流因子，包括陪同亲友、家庭交流两项指标，其贡献率为16.82％；精神调解因子，包括缓解压力、宣泄情绪两项指标，其贡献率为16.456％；人际交流因子，包括交流交际一项指标，贡献率为7.946％。
二、客观原因
从认识论意义上讲，主观动机是事物发展变化的内因，是事物发展变化的根本原因。但是，辩证唯物主义从来不否认外因对事物发展变化的影响，从来不否认在一定条件下，外因甚至对事物的发展变化会起着暂时的决定作用。因此，在研究体育锻炼的动机和原因时，如果只探讨主观动机，对客观原因视而不见，这种研究至少是不全面的。为此，本研究在探讨主观动因的同时，对客观原因也进行了研究。
根据对客观原因测量指标相关系数矩阵分析显示，拟定的各测量指标既有独立性，又有关联性。经检验，Kmo值为0.633，说明原始数据可以采用因素分析法进行研究。经Bartlett检验，卡方统计量为657.296，自由度为28，p0.001。适合采用主成分分析对湖南高校中年教师体育锻炼的客观原因作进一步的探讨。
表2是湖南高校中年教师体育锻炼客观原因测量指标主成分分析特征值(total)、贡献率(%ofVariance)和累计贡献率(Cumulative)。主成分(Component)按特征值大于1取舍，共选入4个主成分，测量指标累计贡献率为79.235%。如此选取的4个主成分，可以解释湖南高校中年教师体育锻炼客观原因测量指标变异79%以上的信息。
注：主成分(Component)按特征值(total)大于1取舍
对湖南高校中年教师体育锻炼客观原因每一测量指标在4个主成分中的因素负荷矩阵进行分析（按因素负荷≥±0.65对各因素进行取舍），归纳得出湖南高校中年教师参加体育锻炼客观原因的4个主成分，按贡献率从大到小的顺序，分别是宣传教育因子，包括学校培养、传媒影响、朋友影响、周围锻炼人群影响4项指标，其贡献率为34.717％；家庭影响因子，包括家庭影响一项指标，其贡献率为16.091％；赛事明星因子，包括名人影响、体育赛事影响两项指标，其贡献率为15.595％；学校影响因子，包括学校活动影响一项指标，其贡献率为12.832％。
湖南高校中年教师体育锻炼主观动机和客观原因均由多因子组成，各因子影响力不同。其中主观动机主要由生活情趣因子、保健康复因子、精神调节因子、亲情交流因子和人际交流因子构成。客观原因主要由宣传教育因子、家庭影响因子、赛事明星因子和学校影响因子构成。
参考文献：
[1]张文彤.SpSS11统计分析教程.北京：北京希望电子出版社，2002.
[2]蒋红润.河北省20-69岁普通居民体育锻炼现状分析与对策研究.河北师范大学硕士学位论文.2003
[3]卢元镇.中国知识分子健康与体育参与状况评析.山东体育学院学报，2003，19(1)：1-4.
[4]冯守东，王朋.我国知识分子参与体育活动状况调查.中国体育科技，2003，39(5)：6-9.
影响出生率的原因篇9
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10
[关键词]Lte网络；下载速率；问题；原因；措施
中图分类号：tn929.5文献标识码：a文章编号：1009-914X（2016）09-0135-01
一、Lte低速率原因分析方法
对于Lte网络，全ip使得所有的业务都以bit计量，网络速率成为最为关键的指标，成为用户感知的决定因素。所以网络结构分析的目标就是要分析出影响下载速率的各个关键因素，并进行维度化，成为可分析和优化的具体方面。
Lte物理共享信道（pDSCH）支持不同阶数的调制方式和不同码率的编码方式。调制方式的阶数和编码方式的码率越高，依赖的信道条件需要越好。
下载速率由单双流和mCS决定，双流和mCS由GQi决定，CQi由SinK决定，那决定Sih1R的因素就是网络结构优化分析的重点。
Lte低速率间题具体的表征有两方面，一是每RB的传输效率低，二是pRB的调度率低。所谓RB传输效率低是指每RB传输的Bit数少，相同的pRB的资源，传输速率会降低；pRB调度低是指网络并没有分配100%的资源给某个用户，这也是多用户的一个正常现象，而且占比会越来越高。
这两方面的因素可以单独影响下载速率，也可以同时作用。其中每RB传输效率低大多是由网络问题所导致，因此是我们网络优化关注的重点。pRB调度率低，与调度算法、并发用户等因素有关，这些问题通过网络优化提升的空间不大，所以在本文中不作详细论述。
每RB低传输效率，主要表现为双流占比低和mCS级别低两个方面，但这两个方面的原因基本一致，主要分为三类，弱覆盖、低SinK和其他问题，对于弱覆盖，在网络建设初期表现会更加突出，随着深度覆盖的加强，业务量增长，干扰随之增强，低SinK的问题会成为最为主要的问题。
在一个正在建设中的网络，pRB调度低占比最大，将会是一个常态，也属于正常现象，随着用户的增加，此类占比会进一步增长。相对弱覆盖和低SinK，占比都比较大，特别是道路上的弱覆盖，在网络建设初期，对网络下载速率的影响尤为显著。在低SinR中，覆盖的影响也相对比较大，所以覆盖是网络商用初期需要最为关注的重点。
二、Lte弱覆盖问题分析方法
良好的覆盖是保证网络性能的基本，覆盖强度通过RSRp来衡量。当RSRp低于一11odBm时，则为弱覆盖，此时网络会采用单流方式，同时由于误码率的增高，mCS会降低，以保证传输可靠性。对应的下载速率会降低。因此一个性能优良的Lte网络，良好覆盖是前提。
在弱覆盖分析中，由于弱覆盖是网络最基础的表现，是物理层直接的测量结果，所以弱覆盖的原因分析可直接从网络基础参数中进行查找。弱覆盖发生的原因主要分为站距过大、基站未开通、移动参数配置问题、漏配邻小区、室分信号外泄。
三、Lte干扰问题分析方法
在Lte，网络中，所有的干扰，最后都会在SinR中体现出来，下行SinR是有效信号功率和干扰信号以及噪声功率的比值，该指标能有效反映当前网络的干扰情况。SinK决定下载速率，两者呈线性关系。
要提升下载速率，改善低速率路段的SinK是最主要考虑的内容。导致低SinR的原因除了弱覆盖之外，还有重叠覆盖、切换不及时、漏配邻小区、室分外泄、过覆盖等，在分析Lte干扰问题时，主要从以上角度进行分析。一般情况下弱覆盖的影响最大，针对规划建设可细分为缺站、基站未开通等问题。
在网络建设初期，存在缺站导致站距过大、未开通基站较多，网络还不能连续覆盖，存在覆盖空洞现象。另外一种较为普遍的原因，即移动性问题，具体地说，就是切换不及时和漏配邻区两类。室分外泄导致的弱覆盖，即用户在弱覆盖情况下接人外泄的室分信号，由于室分小区与室外小区未配置邻区关系，导致终端连续弱覆盖的发生。在数据分析中，首先筛选问题点，然后深入分析，进行归类，重点解决引起弱覆盖的关键因素。
在Lte网络结构分析平台aSoS中，采用mRo数据对弱覆盖进行定位分析，对于小于一110dBm的mR样本，在地图上进行精确定位，发现弱覆盖在小区中的具置，从而使得弱覆盖问题的解决更加有针对性和目标。
在现网结构优化中，弱覆盖是导致SinR低的最为主要的原因，随着网络建设的深人，这方面的影响会逐步减弱。重叠覆盖则是影响SinR的另外一个重要原因，超高站、超近站、基站分布疏密不均、天线下倾角不合理以及发射功率设置问题等均会导致重叠覆盖。第三种导致低SinR的因素是移动性问题。移动性问题也分为切换不及时、和漏配邻区两类具体原因，移动性管理参数设置不合理，会影响终端及时切换到最优小区，会严重影响当前服务小区的SinR，因此也会导致下载速率的降低。
在网络分析中，SinK的分布更能说明网络的健康度，对于低于一3dB的占比越高，网络结构问题突出，高于15dB的占比越高，网络性能越好，是网络优化的目标。在现网中，网络承载对SinR的影响非常明显，在50%的模拟加载后，大于15dB的SinR下降10%以上，随之高速率的占比会明显下降。
对于下行SinR，在omC网络性能指标中并没有输出，从而影响对网络分析。为了解决这个问题，Lte网络结构分析平台aSoS采用mRo数据，根据专利算法，软件实现全网络的下行SinK的计算和输出，对网络结构优化将会起到巨大推动作用。
四、低下载速率分析方法的应用
从上述讨论和分析可以看出，弱覆盖、低SinR和pRB调度低是影响下载速率的主要原因，其中前两者是衡量无线链路质量的重要指标。下面我们以某城市的路测数据为基础，利用上述分析方法进行了采样点级别的统计分析。
低速率采样点原因分类中，弱覆盖占比达到了27.9%，是影响下载速率最大因素。在弱覆盖的成因分析中，缺站问题占比为15.76%，建议通过加开站点、调整天馈方位角等手段提升基站覆盖。移动性问题占比为7.3%，接入室分占比为4.83%。
导致低速率采样点的第二大类原因是低SinR，占比达到了24.52%。在低SinR的成因分析中，重叠覆盖占比为11.69%，冗余覆盖占比为1.47%，建议通过优化覆盖区域，调整发射功率等手段改善这两类问题。移动性问题占比为7.66%，其他导致低SinR的原因占比为3.69%。
此外pRB调度低和每RB传输效率低也是导致低速率的重要原因，占比分别达到了39.48%和5.82%。另有2.13%的采样点为其他原因。
从以上结果可以看出，通过上一章提出的分析方法，将该城市的所有低速率采样点进行了归类统计分析，并给出具体占比，根据各类原因采样点所占比例，可以清晰地找到导致网络下载速率低的主要原因。
下载速率是衡量Lte网络用户感知的重要指标，目前Lte网络还处于整体负载较小的状态，随着用户规模的进一步发展，Lte承载的业务量会急剧上升，下载速率还会受到更显著的影响。在今后的网络优化中，可以从低下载速率问题点着手，找出导致低速率背后本质的网络原因，从根本上改善网络性能，提高用户感知。
参考文献