影响生育率的原因范文篇1

【关键词】玉米；空杆；发生原因；防治措施

玉米是我县的主要粮食作物之一，随着当前种植业产业结构的调整，近几年我县玉米播种面积进一步增大，密植品种的广泛应用，玉米空杆现象也有所增多，下面就出现的空杆现象发生的原因进行分析，并提出相应的应对措施。

1．症状

玉米通常都结1～2个穗，一般一个穗的居多，但在生产过程中，常出现空秆，影响产量的提高。通过对我县的玉米地块进行调查，平均空秆率为7.6%,最低为1.9%，最高达10％以上，667m2减产50kg以上，常见有先天不育型空秆和不稔穗型空秆。

2.病因

2.1先天不育型空秆

又称“公玉米”，产生的原因是种子内在问题。如种子生理机制衰退、新陈代谢失调、输导组织受障碍，致茎秆中的养分不能输送给果穗，幼穗腋芽因缺乏营养物质而不发育，但雄穗正常。

2.2不捻穗型空秆

是指植株上有幼穗雏型，但不抽花丝，不结籽粒。其原因主要有：

2.2.1土壤瘠薄，养分不能满足玉米生育所需，生殖器官不能形成。

2.2.2密度过大，群体郁蔽，光合作用受到抑制，光合生产率低，个体瘦弱，影响雌穗发育。

2.2.3管理跟不上，田间缺水少肥，造成植株早衰。

2.2.4抽穗前出现掐脖旱或中期遇有低温冷害，影响或抑制了幼穗的分化，有时发育终止，造成空秆。

2.2.5机械损伤或蚜虫、叶螨、穗虫等为害猖獗。

2.2.6品种选择失误，不能适应或不能完全适应当地的条件，影响了穗分化，从而导致空秆。

2.2.7气候因素。①干旱。生长期间6月份干旱造成了小苗率高，其营养生长和生殖生长受到严重抑制，株矮秆细，难以正常结穗，空秆率增高。②高温。玉米抽雄、吐丝前后5天，温度过高易降低花粉生活力，影响授粉结实，空秆率高。②多雨、低光照。7、8月份在春玉米抽雄、吐丝期间出现的多雨连阴天气是影响玉米授粉，导致空秆的一个重要原因。

2.2.8栽培因素。从品种看，生产上春玉米空秆发生程度较夏玉米高，这是因为夏玉米抽雄、吐丝期比春玉米受高温多雨影响小。从密度和投入看，据多年田间密度试验结果看，春播、夏播玉米的空秆率是随密度的增加而增加，每667.7m2超过4500株，空秆率明显上升，目前4600株已达到密度饱和点。因为大群体的玉米生长前期，供应养分不足，难于达到苗齐、苗壮，植株个体生长不健壮，影响雌、雄穗的分化，从而导致玉米空秆。

2.2.9土壤有机质含量和施肥量。同一品种，土壤有机质含量高的空秆率低。生产上肥料施用不足空秆率上升。

2.2.10病虫害的影响。高温、高湿持续时间长，诱发病害种类多，面积广，为害重，也会加重空秆的形成。

3.防治方法

3.1在玉米品种选育或引种上，应重视和加强品种适应性研究，选用适合当地的综合性状好的品种。

3.2在目前地方水平条件下，每667m2留4600株的密度已基本达到群体饱和，不宜再增加。

3.3采用地膜覆盖新技术。

3.4提倡施用酵素菌沤制的堆肥或有机肥，加强两茬秸秆还田，逐步提高地力。要求保证底肥和苗期施肥，小苗率高的田块要施偏肥，千方百计减少小苗，防止形成空秆。

3.5合理轮作，重视整地和播种质量。做到适期播种，密度适当，并注意防治地下害虫和蚜虫等。

3.6巧追幼穗分化肥，重追攻穗肥。如春玉米的中晚熟品种，在适期早播条件下，于拔节期13-14片叶时已进入雌穗座胎期，此期是决定穗胎大小和籽粒行数、每行粒数的关键时期，因此在抽穗前5-7天重施攻穗肥，是实现穗大粒饱、力争双穗灭空秆的根本措施之一。

影响生育率的原因范文

摘要：本文把性别选择和生育政策作为影响出生性别比的两个主要因素，通过定量的方式分析了性别选择和生育政策各自对出生性别比偏高的影响。研究表明，第二胎成功性别选择率越高，出生性别比就越偏高，两种生育政策下的出生性别比绝对差值就越大，相对差值较稳定。当性别选择率一定时，出生性别比本身值越高，两种生育政策下的出生性别比绝对差值就越大，相对差值也较稳定。

中图分类号：C923文献标识：A文章编号：1004-2563(2009)03-0026-05

近年来，中国的出生性别比已经严重失调。五普数据显示，2000年中国的出生性别比为119.92，已远远超过正常值范围。根据联合国人口司提供的2000～2005年全世界192个国家和地区的婴儿出生性别比数据显示，177个国家在104～107之间，6个国家为101～103，5个国家为108～109，超过110的国家仅有4个。可见中国的出生性别比的失调在世界上是非常严重的。从城乡来看，农村的出生人口性别比要高于城镇。2000年，中国城市出生人口性别比为114.15，镇为119.90，乡村为121.67。从胎次出生性别比来看，第一胎出生性别比为107.1，第二胎为151.9，第三胎为159.4。

一、研究背景

关于出生性别比失调的影响因素，不少学者已经进行了大量的分析和研究，解振明认为，人群、技术和管理系统，即男孩偏好的增强、性别选择技术的普及和综合治理乏力，管理不规范这三个因素是影响出生性别比升高的原因。原新等把出生性别比偏高的影响因素归因为三个，第一个是基础性因素，即经济条件和社会环境，尤其是生育文化；第二个是促进性因素，即现代社会少生孩子的愿望；第三个是技术性因素，即性别鉴定技术和人工流产技术。穆光宗则把出生性别比偏高的原因归结为“生育选择空间的狭小”和“偏男生育意愿”相互冲突的结果。认为由于现行生育政策导致有男孩偏好的人群无法在狭小的生育选择空间内保证有至少一个男孩，再加上B超技术的普及，因此使得人们通过选择性人工流产干扰了人口出生的生物学规律从而引起了出生性别比的偏高。乔晓春把出生性别比作用因素分解为四个变量，其中男孩偏好和计划生育政策是确定性变量。女婴漏报、选择性人工流产和溺婴是中间变量。并且认为男孩偏好是出生性别比偏高的本源，而计划生育政策通过孩子数量的限定使这种愿望得到了强化。本文认为出生性别比失调严重的地区主要是生育率偏高的广大农村地区，把这些地区的出生性别比失调归结为是少生孩子的愿望显然是有失偏颇的。而中国城市居民的生育率低于农村地区，按照上述观点少生孩子的愿望应该更强烈，出生性别比的失调也应该更严重。但实际上恰恰相反，城市出生性别比远远低于农村地区。同时，本文认为男孩偏好是一种传统观念，主要受到儒家思想的影响。随着社会的进步，这种观念的影响力将会越来越小，不可能会增强。因此，本文提出，男孩偏好和计划生育政策是影响出生性别比失调的两个主要因素。从最终影响因素来看，性别选择和计划生育政策是影响出生性别比的两个主要因素。男孩偏好作为一种观念导致生育过程中的选择性人工流产，即性别选择行为，从而导致了出生性别比的失调。但有男孩偏好的人并不一定做选择性人工流产，选择性人工流产的成功率也并非百分之百，因此，成功的性别选择行为才是最终影响出生性别比偏高的重要因素。男孩偏好、人工流产技术和管理不规范通过作用于成功的性别选择行为而对出生性别比产生了影响。另外，值得注意的是，男孩偏好思想作为一种固有的观念不会受生育政策的影响，即性别偏好引起的性别选择和生育政策互不影响，两个因素彼此独立。

关于这两个因素对出生性别比的影响目前还缺乏定量的研究，穆光宗和乔晓春曾进行定性分析，对于二者各自对出生性别比的影响大小仍难以确定。笔者认为通过定量方法分析这两个因素各自对出生性别比偏高的影响是十分有意义的。否则，可能会夸大某个因素对出生性别比偏高的影响，尤其是生育政策对出生性别比的影响。比如有不少学者通过定性的分析认为目前的生育政策是导致出生性别比失调的主要原因，只要把生育政策调整为二孩政策，出生性别比的失调问题就会大大缓解乃至解决，“导致性别比失调的直接诱因则是中国的计划生育政策。”“现在应该改变这种状况，使农村和城市执行同样的计划生育政策，即无论农村和城市，一对夫妇可以生育两胎。”“由于现行计划生育政策的长期实施，导致中国出生人口性别比持续偏高。”“取消现行计划生育政策对生育二孩的限制，同时以立法的形式保护生育二孩父母的合法权益，使生育二孩合法化。”那么，计划生育政策作为影响出生性别比的一个因素，对出生性别比的影响究竟有多大?仅仅把目前的生育政策调整为二孩政策能不能大大缓解中国出生性别比失调的现状?笔者认为，要分析生育政策对出生性别比的影响首先必须控制性别选择这个变量。在同样的性别选择率下分析不同生育政策对出生性别比的影响才能真正得出令人信服的结论。

二、分析与推理

(一)现行生育政策及其导致的出生性别比失衡

我们首先简要说明中国目前的生育政策。中国目前的计划生育政策是分地区和城乡来执行的。城镇主要实行一孩生育政策，而广大农村地区则多数实行“一孩半”和二孩政策。“一孩半”生育政策在19个省(区)的农村地区实行，二孩生育政策主要在5个省(区)的农村地区实行。另外，实行三孩以上生育政策的主要是部分少数民族地区。实行一孩生育政策和“一孩半”生育政策的人口占绝大部分(88.8％)。从实行不同生育政策地区的出生陛别比来看，实行三孩以上生育政策的少数民族地区并未出现出生性别比的偏高。实行一孩生育政策的城市出生性别比为114.15，略微出现了偏高，实行同样的一孩政策的城镇出生性别比则达到了119.90，高于城市，而实行“一孩半”和二孩政策的广大农村地区的出生性别比更为严重，为121.67。

从分胎次出生性别比来看，第一胎出生性别比为107.1，基本是正常的。而第二胎出生性别比则高达151.9，第三胎更是达到了159.4。也就是说第一胎基本没有性别选择行为的发生。性别选择往往是在第二胎和更高胎次时进行的。对于城市的出生性别比略高，笔者认为其原因在于一小部分夫妇违反了一孩政策，生育了二胎或二胎以上，并且在生育过程中有性别选择行为。也就是说，对于执行一孩生育政策的城镇来说，遵守一孩生育政策的人群对城镇出生性别比偏高是没有影响的。违反一孩生育政策的人有一部分在第二胎甚至更高胎次时进行性别选择才是引起城镇出生性别比偏高的主要原因。对于这部分违反生育政策的人来说，他们相当于遵守了“一孩半”和二孩生育政策。由此我们得出，遵守“一孩

半”和二孩生育政策的人群是引起出生性别比偏高的群体。因此，在性别选择率不变时，分析“一孩半”生育政策和二孩生育政策下的出生性别比差异才是最有意义的。

那么对于遵守“一孩半”生育政策和二孩生育政策的育龄夫妇来讲，当进行性别选择的人所占比例一定时，两种生育政策下的出生性别比有无差异?如果有差异，那么差异究竟有多大?通过把“一孩半”生育政策调整为二孩政策能否引起出生性别比的大幅下降?笔者通过建立一个数学模型，推导出这两种不同的生育政策下性别选择率和出生性别比的关系，比较在性别选择率相同的情况下“一孩半”生育政策和二孩生育政策的出生性别比差异，同时论述在特定生育政策下性别选择行为对出生性别比的影响。

(二)推理的前提

在推理之前我们必须说明几点情况：

首先，笔者认为性别选择即男孩选择主要通过对孕育的女婴进行人工流产来实现。而溺杀女婴由于在实际中较少存在，对女婴减少产生的影响极小。此外，女婴漏报导致的只是统计上的出生性别比失调，并不是真实的出生性别比失调。而我们在本文中讨论的是真实的出生性别比失调，因此要剔除溺杀女婴和女婴漏报这两个因素。

第二，对于遵守“一孩半”生育政策和二孩生育政策的育龄夫妇来说，我们假设他们的生育意愿是两个或超过两个孩子，如果没有计划生育政策对生育数量的限制，他们都会选择生育两个或两个以上的孩子。由于计划生育对超生的处罚较严，他们都严格遵守国家的生育政策，即在一孩半的政策限制下，第一胎是男孩时不再生育，而第一胎是女孩时则再生育第二胎。而且由于惧怕超生带来的政策性惩罚，生育子女数最多为两个。

第三，育龄夫妇中有男孩偏好的人群在生育第一胎时不会进行性别选择，同时在有一个男孩的情况下也不会再进行性别选择。也就是说，育龄夫妇中有男孩偏好的人群一旦满足了生育男孩的愿望就不再计较以后出生的孩子的性别。

第四，假设在性别选择中被流产的100％是女婴。

(三)两种生育政策下出生性别比的差异分析

根据出生性别比的生物学规律，在没有人为选择的自然生育状态下出生性别比大约为1.05:1(注：笔者取的是世界出生性别比的平均值)，即男孩在正常情况下出生人数占总出生数的比例为0.512，女孩为0.488。我们可以得出，假如没有性别选择，一孩半和二孩政策下出生的男女数量之比符合自然生育状态下的出生性别比，二者没有差别，大约都是105。下面我们再来分析有性别选择存在并且性别选择率相同时两种生育政策下的出生性别比差异。

1“一孩半”生育政策下出生性别比与第二胎成功性别选择率的关系式

我们假设有10对处于生育年龄的夫妇，在“一孩半”生育政策下，第一胎出生的男孩数为5.12，女孩数为4.88。第一胎生育男孩的妇女不再生育第二胎，而第一胎生育女孩的4.88个妇女在生育政策的允许下生育第二胎。在第二胎生育过程中生育妇女怀孕男孩数为4.88×0.512，这些男孩全部被生育下来。怀孕女孩数为4.88×0.488。由于其中部分育龄夫妇有男孩偏好的思想，因此会有一部分人通过选择性人工流产堕掉女婴，而通过再生育获得男孩。我们假设第一胎为女孩并在第二胎怀孕女婴时通过流产女婴和再生育成功进行了男孩选择的妇女占这4.88×0.488个妇女的比例为a(我们称之为第二胎成功性别选择率)，那么第二胎出生的孩子数中，因性别选择而出生的男孩数为4.88×0.488a。这4.88×0.488个妇女中未进行选择性人工流产而自然出生的女婴儿数为4，88×0，488(1－a)。这样，男女出生性别比Ral就可以表示为关于第二胎成功性别选择率a的表达式：

Rsl=[5.12+4.88×0.512+4.88×0.488a/[4.88+4.88×0.488(1-a)]

化简可得：

Rsl=(7.62+2.38a)/(7.26-2.38a)(1)

2二孩生育政策下出生性别比与第二胎成功性别选择率的关系式

在二孩生育政策下，如果以上假设条件不变，那么第一胎出生的男孩数和女孩数依然各是5.12和4.88。在生育第二胎的4.88个生育妇女中，第一胎所生是男孩的5.12个妇女在第二胎不进行性别选择，那么这些妇女所生育的男女数各为2.62和2.5。第一胎所生为女孩的4.88个妇女在第二胎中生育的男孩数为4.88×0.512，对所怀孕的女婴进行性别选择而出生的男孩数同样为4.88×0.488a，未进行选择性人工流产而自然出生的女婴数也同样为4.88×0.488(1－a)。这样，男女出生性别比Rs2同样可以表示为关于第二胎成功性别选择率a的表达式：

Rs2=[5.12+2.62+4.88×0.512+4.88×0.488a/[4.88+2.5+4.88×0.488(1-a)]

化简可得：

Rs2=(10.24+2.38a)/(9.76-2.38a)(2)

从上述两个关系式可以得出，第二胎成功性别选择率越高，出生性别比的值就越偏高。在“一孩半”生育政策下，根据计算公式Rs1=(7.62+2.38a)/(7.26-2.38a)可以得出，当a取最大值1时，即怀孕第二胎是女婴，同时进行100％的性别选择时，出生性别比Ral=205。在二孩政策下，当a取1时，据公式Rs2=(10.24+2.38a)/(9.76-2.38a)可以得到出生性别比Rs2=171。当a取0时，Rs1=Rs2=105。

对公式ns1=(7.62+2.38a)/(7.26-2.38a]和Rs2=(10.24+2.38a)/(9.76-2.38a)做差可得：

R1=Rs1-Rs2=(1218a+0.03)(7.26-238a)(9.76-238a)(3)我们称之为两种生育政策下的出生性别比绝对差值。

把该结果写成一个函数形式：

f(x)=(12.18x+0.03)/(7.26-2.38x)(9.76-2.38x)(4)对这个函数式进行求导可得：

f/(x)=(864.21-0.4x-69x)(7.26-238x)(9.76-2.38x)2(5)

由于第二胎进行性别选择的妇女比例取值范围在0-1之间，因此，f(x)/的值始终大于0。所以在0-1区间上，R1=(12.18a+0.03)/(7.26-2.38a)(9.76-2.38a)的值始终大于0且是增函数，函数值随着a值的增大而增大。也就是说当成功性别选择率a值增大时，“一孩半”生育政策和二孩生育政策下的出生性别比的绝对差值也会增大。当a值为0时二者的绝对差值最小，也为0。我们也可以看出，Rs1和Rs2各自的值也是随着a值的增大而增大的。也就是说，a值越大，Rs1和Rs2的值越大，二者的绝对差值也越大，反

之，a值越小，Rs1和Rs2的值越小，二者的绝对差值也越小。

下面我们再来分析两种生育政策下出生性别比的相对差值。如果我们用二者出生性别比的差值Rs1-Rs2除以Rs1-105，可以得出与原来出生性别比的值相比下降的相对值R，即二者的相对差值。R的计算公式如下：

R=(Rs1-Rs2)/(Rs1-105)(6)

3相同条件下两种生育政策导致的出生性别比差异

下面我们举个例子来说明在第二胎成功性别选择率相同时，“一孩半”和二孩政策下的出生性别比差异。以五普数据中出生性别比失调最严重的江西为例，江西省的出生性别比为138。通过一孩半生育政策下的出生性别比和第二胎成功性别选择率关系式可以得出，a=42.35％。把该值代人到二孩生育政策下的出生性别比和第二胎成功性别选择率关系式中，可得出生性别比为128.5，二者的绝对差值为9.5。再把数值带入到相对差值计算公式中，结果得相对差值为28.8％，即相对于原来的值下降了28.8％。如果我们取“一孩半”生育政策下出生性别比为115，那么与上面的方法相同，我们可以计算出二孩生育政策下出生性别比为112.3，二者的绝对差值为2.7，明显比性别比为138时二者的绝对差值缩小了很多。相对差值为27％，基本与138时相当。通过其他一些数字我们可以得出同样的结论，当第二胎成功性别选择率不变时，二孩生育政策与“一孩半”生育政策相比，政策范围内的出生性别比确实有所下降。下降的相对值较稳定，相对差值大约为27％，下降的绝对值随出生性别比本身值的变小而变小。

4不同的第二胎成功性别选择率对两种生育政策下的出生性别比差值的影响

我们再来看第二胎成功性别选择率的变动对两种生育政策的出生性别比差值的影响。通过以上分析我们得出，影响两种生育政策下的出生性别比差值大小的因素有两个，即某地区出生性别比值的大小与该地区的第二胎成功性别选择率的大小。这两个因素的值的变动与两种生育政策下出生性别比差值的变动都是同向的，即这两个因素各自的值越大，两种生育政策下的出生性别比差值就越大。而某地区出生性别比的大小是受第二胎成功性别选择率的影响的。第二胎成功性别选择率越高，该地区出生性别比就越高。因此，两种生育政策下出生性别比差值的大小实质上只受一个因素的影响，即第二胎成功性别选择率a值的大小。a值越大，两种生育政策下的出生性别比差值就越大，反之则越小。当第二胎成功性别选择率比较小时，出生性别比也不太偏高，两种生育政策下的出生性别比的绝对差值也较小，将“一孩半”生育政策调整为二孩生育政策并不能使出生性别比的值显著下降。而当第二胎成功性别选择率较大时，调整生育政策才会使严重失调的出生陛别比有明显下降。

三、结论

影响生育率的原因范文篇3

[关键词]华北平原产量玉米

[中图分类号]S513[文献标识码]B[文章编号]1003-1650（2013）01-0028-02

AnalysisofthetemperatureofcornproductioninNorthChina

Abstract：TheNorthChinaPlainisourimportantcornproductionbaseandexportbase，cornoftenoccupyasignificantroleinourfoodcropsandinstudyinghowtoimprovecornyieldandfactorsaffectingcornyieldanditsimportantrole，andthenthetemperaturemoreobviouschangesintheNorthChinaPlain，theeffectoftemperatureontheyieldofmaizehasamoreimportantandpracticalsignificanceandrole.

Keywords：northyieldcorn

华北平原是中国第二大平原。华北平原属暖温带季风气候，四季变化明显。平原年均温8～15℃，冬季寒冷干燥，农作物大多为两年三熟，南部一年两熟。华北平原是我国重要的玉米生产基地和输出基地，今年华北地区（包括北京、天津、河北、山西、山东、河南）玉米播种面积占到全国播种总面积的32.4%。玉米生产在华北农业中占有举足轻重的地位，并对我国玉米市场有较大影响，是未来我国玉米扩大种植面积的重点省份。温度是农作物生长发育的重要因子，玉米产量的高低和各生育时期的温度有密切关系。玉米是重要的粮食作物和畜牧饲料作物，在国家和世界粮食中占据着重要的地位。因此研究制约玉米产量的因素及提高玉米的产量都具有重大的意义。

影响玉米产量的主要因素有玉米种子的质量、土壤肥力、水肥条件、大气质量、太阳光照及其环境温度。因为华北平原属暖温带季风气候，四季变化明显，所以温度对华北平原玉米的产量影响很大。

一、持续低温对玉米幼苗生理指标的影响

通过实验可以证明：叶绿素的生物合成是一系列酶促反应，受温度影响很大。最适温度是20～30℃。温度过高或过低均降低成速率，加速叶绿素解；生物细胞，通过细胞膜这种结构与生物体内细胞、细胞器及环境界面起着物质交换的作用，同时保持生物细胞正常生理生化过程的稳定性。当外界环境条件发生变化时，首先影响生物膜的物理化学性质的改变。如植物组织受到逆境伤害时，由于膜的功能受损或结构破环，而使其透性增大，细胞内的盐类或有机物有不同程度渗出，从而影响植物的生理过程；冷敏植物低温伤害的主要原因是冷诱导的细胞质酸化，可能与液泡膜质子转运系统的破坏密切相关。在我们的研究中，简令成指出，冷害首先是损伤细胞的膜结构，然后引起生理生化过程的破坏。钙可能作为磷脂的磷酸根和蛋白质的羧基间联结的桥梁，使膜结构更为牢固，从而提高根系活力，也可能与细胞中的果胶酸形成果胶酸钙，保护中胶层结构，降低细胞壁的降解。钙的另一重要作用是通过钙-钙调素信号转导系统诱导抗逆基因的表达，提高抗氧化酶活性，诱导渗透调节物质的合成，增加细胞中煮沸稳定蛋白质的含量，从而增强植物细胞忍耐低温的能力；过氧化氢酶普遍存在于植物的所有组织中，其活性与植物的代谢强度及抗寒、抗病能力有一定关系。过氧化氢酶属于血红蛋白酶，含有铁，它能催化过氧化氢分解为水和分子氧，在此过程中起传递电子的作用，可促使H2O2分解为分子氧和水细胞免于遭受H2O2的毒害，是生物防御体系的关键酶之一。在低温的情况下，植物机体会感受到外部环境的变化从而引起了过氧化氢酶活性明显的增加，维持体内环境的正常运行。

二、温度过高对玉米的影响

高温热害是广东春种夏收玉米生育后期和夏种秋收玉米生育前中期经常遇到的不利气候因素。因为这时正处夏季6月、7月、8月，太阳高度角大、辐射强烈，地面吸收和累积的热量多，因此，常出现高温天气。广东7月、8月平均气温都超过28℃，日最高气温超过35℃的高温天气，6月下旬至9月上旬常见，内陆盆地可高达38℃42℃的高温，对玉米生长发育和产量形成均有不利影响。

1.高温对玉米生理生化及生长发育的影响

玉米种在高温条件下，可降低光合酶的活性，破坏叶绿体结构和引起气孔关闭，从而影响光合作用。更主要的是在高温条件下呼吸强度增强，消耗明显增多，而使净光合积累减少。有试验表明，当田间CO2浓度为200～300ppm时，气温30℃，玉米光合强度为50毫克CO2/分米2·小时，当气温升高至40℃时，光合强度减弱至35～40毫克/分米2·小时。即高温比适温的光合强度降低20～30%。据报导，玉米受38～39℃热害3小时之后，光合效率下降70%，受热害1小时之后，光合效率也下降40%，在20℃的环境中经过6小时，光合效率仅能恢复至65%。说明38～39℃的高温热害时间越长受害越重，恢复愈难。玉当气温高于32～35℃时不利于开花授粉，由于花粉粒在通常情况下，其活力只能保持5～6小时；8小时以后活力显著下降；24小时以后完全丧失活力。同时玉米花粉含水量只有60%，且保水力弱，在高温干燥环境下容易失水干瘪，散粉后1～2小时，花粉粒迅速失水，丧失活力而不能授粉。玉米种在玉米籽粒灌浆成熟期，当日平均气温高于25℃时，因淀粉酶的活性受影响而不利于干物质的运输与积累。

2.玉米高温热害类型

延迟型危害在玉米生长发育过程中，较长时间受到不同程度的高温危害，使光合作用受阻，酶活性减弱，致使生长发育减慢。障碍型危害在玉米生殖器官分化期到抽穗开花期，遭受异常高温危害，使生殖器官受到损害，造成不育或部分不育而减产。这种危害时间较短，但受害后难以恢复正常，表现为秃顶、缺粒、缺行甚至无果穗而减产较大。生长不良型玉米在营养生长期受害后，致使高度降低，叶片数减少，粒数减少，穗变短。但成熟期没有明显延迟，千粒重也影响不大。主要因粒数少、生长弱而减产。清除体内的过氧化氢，从而使混合型在同一年内发生前期高温而使生长发育不良，后期又受低温危害造成灌浆缓慢，使玉米严重减产。

3.玉米热害指标

据有关研究认为，在35℃的环境下，玉米苗期的生长高度、干物重都受到明显影响。玉米抽雄期当温度高于32℃，授粉将受影响；后期温度高于25℃，如又遇干旱将出现高温逼熟而减产。玉米各生育阶段的热害指标以中度热害为标准，苗期为36℃；生殖期为32℃；成熟期为28℃。出叶速度与温度关系（营养生长期）33℃时受高温轻度危害，出叶速率开始下降；36℃时受中等危害，出叶速度明显下降；39℃时受害严重，出叶速率严重下降。轻、中、重度热害对产量的影响以全生育期平均气温为标准，29℃轻度热害，将减产10%左右；33℃中度热害，将减产50%以上；36℃严重受害，将造成绝产。玉米生育期不同，热害指标有明显差别，总趋势是苗期最耐热，生殖期次之，成熟期最不耐热。

参考文献

[1]肖永瑚，郭法申，低温对玉米幼苗细胞膜透性变化的研究，[J]，吉林农业科学；1981（08）.

影响生育率的原因范文篇4

在前面的分析中，实际上多少已经涉及这里的主题。在一般的分析中，社会经济因素和计划生育因素被看成是中国初步实现迅速的人口转变的两大基本因素。

社会经济因素起着基本的作用，而计划生育因素的作用正是在社会经济发展的基础上不断实现对人口转变过程的干预性影响，并使之通过生育率的转变来引致人口再生产类型的转变。一些研究证实，随着生育水平的下降；人口控制因素对于生育率的影响是一种下降的趋势，而社会经济因素对于生育率下降的影响却越来越明显，而且主要表现为一种直接的影响。

也就是说，"发展是最好的避孕药"的重要性开始引起我们的关注，当然在这个过程中，丝毫没有否认计划生育因素的作用。

林副德、刘金塘通过对1982年和1990年两次普查数据的分析，得出结论：社会经济发展水平和人口控制因素对于总和生育率的影响不是一成不变的，而是一种动态的关系。随着时间的推移，影响的模式和强度都在改变。从影响的强度来，1982年人口控制因素比社会经济发展因素对生育率下降的影响强度更大。到199o年情况发生了根本性转变，人口控制因素对生育水平的影响有所下降，社会经济发展水平对于生育率的影响超过了人口控制对生育率的影响。从影响的模式看，人口控制因素对生育率的直接作用要大于社会经济因素，1982年社会经济因素对生育率的直接影响为0.259，间接影响为o.44，直接影响是间接影响的3／5左右。中国生育率的迅速下降被看作是超经济强控的结果。到199o年，社会经济因素对生育率的直接影响提高到0.491，而间接影响下降到0.224，直接影响是间接影响的2倍多（参见表1）。

顾宝昌早期的分析也说明了这一点："把中国的情况（指生育率快速下降的事实--引者注）看作是一个单纯依靠计划生育导致生育率下降的例子，低估或忽视社会经济发展的作用，无论在理论上还是在实践上都是不妥当的。相反，可以有充分的理由认为，我国30年来在社会经济发展中所取得的成就，……都在不同程度上为刊年代以来的生育率下降创造了条件，铺平了道路。"③计划生育因素的作用是在既定的制度框架和社会经济发展条件下体现的。毫无疑问，主观的努力术能超越客观条件的限定。社会经济因素不仅直接通过对人们社会角色及角色意识等非计划生育变量的影响来影响人们的生育需求和生育决策，而且间接地通过对计划生育社会行为所需客观条件的限定来影响生育率的变动。无论如何，社会经济因素的作用是基础性的，这种基础性作用不仅表现在社会经济因素对计划生育具体条件的限定及执行效果的影响上，而且在不推行计划生育群众性运动的时候依然会对生育率变动产生重要影响。

历史经验证明，生育率随社会经济发展而下降。就生育率与收入的宏观关系而言，大致是反比例变化的关系。从长期的趋势看，收入越高、现代化程度越高的人们会倾向于少要孩子。这样，与"贫困产生人口"的著名命题相对应，我们实际上可以概括出"富裕减少生育"

的命题。但是要注意，不是高收入本身，而是高收入给人们带来的变化才使生育率降低。此外，人均收入和生育率的关系因收入的绝对水平不同而表现出差异性。如果人均收入低于某一临界水平，那么收入水平的上升可能反而会带来生育率的上升。进一步地，如果收入高于某个"临界水平"，收入的递增则会诱发生育率的下降。这个’临界收入水平"的到来通常也意味着文化的变迁。换言之，人均收入达到某一临界值只是"冰山一角"，它必然同时伴随着深层面的文化变迁和观念变革。

然而，比较而言，生育率下降与另一种发展--社会发展--关系更为密切。也就是说，生育率下降是与教育、卫生的发展以及贫困程度的减轻紧密关联的。出生率下降与成人识字率和预期寿命的关系，比之宏观的人均国民生产总值更为密切。特别是，生育率自然而然的下降与人的发展尤其是妇女生存境遇和受教育状况的改善关系密切。妇女得到更多的良好的教育是降低生育率的关键性因素之一。因为良好的教育至少意味着：第一，有利于晚婚；第二，有利于提高避孕节育率；第三，赋予妇女以理想和参加工作的机会，使他们能够从单一的生育劳动中得到解放；第四，使得妇女能够更好地扮演好母亲的角色，并乐意在孩子的健康和教育方面花费较多的力量；第五，对降低疾病率和死亡率也有很大帮助。

社会经济发展诱催生育率下降的逻辑在理论上是清晰的：经济发展，人均收入提高、生活质量改善一十传统观念改变一十注重自身价值的实现，并重视孩子的质量而不是数量一计划生育、优生优育日渐成为自觉的行为取向。换言之，经济发展通过一系列中介变量形塑了微观家庭人口增殖的自约束机制，在宏观上则实现了人口生育率的总体下降和现代人口转变的趋于完成。此外，从制度层面看，我国生育率的下降也有独特的条件，我国生育率的下降是在独特的制度框架里完成的，这是引人注目的一点。

可以预期，今后计划生育因素的作用将越来越多地依赖社会经济的发展，而与此同时社会经济的发展所培育起来的"自发性。内生性控制因素"将发挥越来越重要的作用。促使生育事下降的力量在理论上大致可归纳为三种，即强制力、诱导力和自发力。这里的强制力主要指以完成和落实人口计划、人口指标为旨意的较为直接并带有一定强制性的行政控制力。

通俗地讲，所谓"强制力"，就是不管你愿意与否，都必须按照人口政策。人口计划、人口指标的规定和要求来生育。

’诱导力"是通过利益关系的调节和整合。宣传教育以及优质服务而培育起来的。"三结合"的做法培育的就是诱导力，诱导力的培育离不开利益导向机制。所谓"自发力"指的是现代化的力量特别是生育文化的现代化之于生育率下降的正面影响。社会经济的发展通过’唐风润物细无声"的潜移默化之功转变人们的生育观念，从而影响其生育决策，譬如，从家本位到个人本位。晚婚晚育乃至不婚不育，都有宏观上社会经济发展的作育之功。

在现实生活中，这三种力都是存在的，但对应于不同的发展阶段，促使生育率下降的力量组合及其构成又有显著的差异。在理论上，对应于强制力主导型的下降机制，事实上还可能存在自发力主导型的下降机制和诱导力主导型的下降机制。现阶段以强制力主导的生育率下降机制天然地决定了中国人口生育率的反弹具有一种内在的必然性。一旦生育控制的社会机制有所松懈，那么生育率出现一些反弹或者波动应当不是什么奇怪的事情。④中国那种"超经济水平"的强控模式其政策效应和组织效能实际上已发挥得淋漓尽致，很难再有什么大的作为。以强力对抗为前提的控制绩效是呈递减之势的，作用力越大，反冲力也势必越大。

目前生育率下降的政策效应已经衰减和弱化，单凭政策的效力，生育率的进一步下降已经很难有大的预期。⑤在这种情形下，社会经济发展背景下的生育文化的现代化作为一只"看不见的手"将粉墨登场，开始发挥日趋重要的作用。

从发展趋势看，是强制力得到保持的同时，诱导力和自发力会有所增强，从而使人口控制力更加强大。自发力的出现木会是立竿见影。一蹴而就那般简单。相反地，倒有可能出现与计划生育相抗衡的"自发力"一从计划生育角度看，可定义为’负自发力"，如男孩生育偏好的强化以及"议价孩现象"的出现。’证自发力"只有在生育文化现代化的情形下才可能出现。因果链表现为：社会经济发展生育文化现代化生育观念转变个人本位的生育决策形成。

5、简短的结论

从上述研究可见，从2o世纪中叶算起到中国在21世纪上半叶实现人口零增长，中国人口的百年转变可以清晰地分出这么几个阶段：（l）死亡率主导的人口转变，（2）生育率主导的人口转变，（3）统计学意义的人口再生产类型转变，（4）实质性的人口再生产类型转变，（5）最后的转变是人口增长类型的转变--从"增长型的人口"转变为"缩减型的人口"，在这个阶段，"稳定低水平生育"有着至关重要的影响。从人口转变的规律可以看出"稳定低生育水平"的重要性、长期性和艰巨性。

未来的岁月里，人口的转变和全面现代化需要我们关注的不仅仅是"生育事的问题"，而且是综合意义的"生育问题"。综合治理生育问题的时代到来了，计划生育户充分共享生育率快速下降和人口转变初步实现所带来的社会经济成果的时代也到来了。在这样的时代，我们儒要的不仅仅是"依法行政"和’批质服务"，更重要的是利益的诱导、补偿和共享，而归根结底要实现的是"以人的全面发展为中心"。实现最后的人口转变将成为月世纪上半叶中国人口与计划生育工作非常直接和明确的追求。’稳定低生育水平"的真正关键与其说是如何强化行政制约机制，不如说是优化和强化利益激励的机制。⑥但与此同时，在我们的具体工作中，可持续发展所要求的"以人为本"原则则需要在最大程度上得到体现--这就是在尊重群众的情感。关注他们基本需求的满足和生育权益的保障中实现代际公平的崇高目标。

历史将证明，不仅社会经济的可持续发展需要良好的人口环境，而且低生育水平的稳定、出生人口素质的提高、人口转变的最后趋向完成也同样需要良好的社会经济环境特别是政策体系和制度安排予以支持--譬如低生育率在微观上是有风险的，家庭养老功能弱化是一种老无所养的风险，而孩子成长过程中突然夭折的风险更可能使进入这中老年的父母遭遇人生的灭顶之灾，这些问题是客观存在的；而在社会经济发展取得长足进步的低生育时期，政府和社会有责任为降低和防范低生育的风险创造条件。毫无疑问，这是一个问题的两个方面，统筹兼顾。双管齐下才是中国实现人口、资源、环境、经济、社会协调发展和可持续发展的必由之路。

注释：

①所引数据参见彭佩云主编：《什国计划生育全书》，中国人口出版社，1996年，页874.②参见朱国宏主编：《通向可持续发展的道路--中国人口、资源与环境的协调发展研究》，复旦大学出版社1998年，第4章。

③参见顾宝昌："社会经济发展和计划生育在我国生育率下降过程中的作用"，《综论中国人口态势--与实践的对话》，上海社会科学院出版社，1996年，页3－18.④参见穆光宗、陈卫："走向卫世纪的中国人口：形势分析与对策思考"，《开放时代》（广州）1999年5、6月号（总第128期）。

⑤参见顾宝昌、穆光宗："重新认识中国人口问题"，《人口研究》1994年第5期。

⑥参见穆光宗："稳定低生育水平的关键：强化利益激励机制"，《中国人口报）2000年5月22日第三版。

主要参考文献：

l、彭佩云主编：《中国计划生育全书》，中国人口出版社，1996年。

2、朱国宏主编：《通向可持续发展的道路--中国人口、资源与环境的协调发展研究》，复旦大学出版社，1998年："后人口转变时期：苏南模式的启示"，载《现代人口转变之路--苏南模式的经验与理论》，中国科技出版社，1993.3、李建民："中国的人口转变完成了吗？"，《南方人口》2000年第2期。

4’李建民、原新、王金营：《后人口转变时期的中国人口发展》，科学出版社，2o00年7月。

5、于学军："解析后人口转变"，《中国人口报》z000年1月24日，第三版；以及"中国进入’后人口转变’时期"，中国人。科学》2000年第2期。

6、穆光宗：《人口与可持续发展--中国人口、资源环境与经济社会发展关系的系统研究》，中国人民大学博士学位论文，1999.7、顾宝昌："社会经济发展和计划生育在我国生育率下降过程中的作用"，《综论中国人口态势--与实践的对话》，上海社会科学院出版社，1996年。

8、穆光宗、陈卫："走向21世纪的中国人口：形势分析与对策思考"，《开放时代》（广州）1999年5、6月号（总第128期）。

影响生育率的原因范文篇5

【关键词】农民工工资上涨、高考扩招、计划生育、新一代农民工

一、引言

在计划生育已实施了30年之久的今天，它对中国人口的控制作用是不可否认的，但是这一猛药带来的效果也正在慢慢凸显和扩大。与之受到同样程度的关注的是“民工荒”带来的民工工资上涨的问题，在许多专家学者纷纷争论刘易斯拐点是否到来，人口红利是否消失时，我们想换个角度来思考问题。即单纯从民工供给的层面来分析此问题，因为引起一件商品价格波动的原因无外乎供给、和需求的变动，本文主要分析民工供给的变化对其价格的影响，主要从以下几个方面分析影响民工供给变化的原因：20世纪70年代的计划生育、高考的扩招、新一代农民工观念的改变。

据第五次人口普查资料显示，我国农民工的规模已达到1.2亿，农民工队伍对于中国经济建设的参与度和贡献之大是可想而知的，如果农村人口结构发生变化，必然会影响到整个经济的运行。实施计划生育之后，农村地区的出生率大大下降，造成在老一代农民工和新一代农民工出现了断层，没有一个平滑的过渡，导致新一代农民工的总量要小于经济增长所需要的数量。身为80、90的他们，所受的教育水平高，对物质生活和精神生活的要求也相对较高，他们中的大多数并不满足于单独以出卖体力来谋生；此外老一辈农民工也不希望自己的子女向他们一样生活……以上种种原因造成了农民工总体数量以及总的工作时间的减少，造成了农民工供给的下降，可以解释2004年民工工资的上涨。本文用实证数据验证当初的计划生育、高考扩招、新一代农民工观念改变对民工工资上涨的影响。

二、计划生育对人口增长的影响

计划生育政策是20世纪70年代开始实施的，据现在已30年之久，有调查指出计划生育全国少生四亿多人。据有关数据显示，1978年以前，中国人口出生率一直在下降，究其原因有1960年的三年自然灾害，1967年开始的，以及当时落后的医疗水平等。1978年改革开放开始，结束，中国经济开始快速发展，医疗水平有所提升，人口出生率开始上升，但是受计划生育的影响，到1981年开始有了略微的下降，1987年开始一直下降，2003年左右达到稳定，大概为11‰，所以计划生育对于中国人口增长的影响还是很显著的。计划生育对于农村人口增长的影响更为显著，计划生育开始大规模实施是在1980年，到2004年，这一代人已经20岁了，但是由于总量的下降，新一代农民工的数量也下降了，可以很好地解释2004年民工工资的上涨。

三、高考扩招对民工供给的影响

由于中国的户籍制度比较严格，一般农村户口很难转换成城市户口，就现在来看，从农村户口转换为城市户口的一条主要途径是高考，并且事实表明，确实有大量的人通过高考从农村户口转化为城市户口。所以本文假设高考是从农村户口转换为城市户口的唯一途径。下图中长条虚线表示城市人口增长率，实线表示中国总人口的自然增长率，小点虚线表示农村人口增长率。

由图可以看出：中国自然增长率一直在下降，而城市人口增长率有上升的趋势，并且大于自然增长率，可以得出，农村人口上大学的比率正在上升，有越来越多的农村人口上大学，从而转换为城市户口。农村人口增长率为负数，说明农村人口正在减少，外出上大学的人口大于新出生的人口。因为农村每年出生的人口是一定的，如果通过高考转换为城市人口的人数增多，那么从事农业劳动的人数势必会减少，从而新一代农民工的数量减少也是必然的。

城市人口增长率大于人口自然增长率是在20世纪70年代，那时刚恢复了高考，所以城市人口增长率增长较大，其波动也比较大。1996年左右，城市人口增长率又一次出现了较大的增长，而那时出现了高校扩招，大量的青年走进了高校，成为农民工的年轻人的数量必然会有所下降。以上两点很有力得证明了上面所述，即高考使大量的农村人口转化为城市人口，从而农民工劳动的总供给减少，民工工资上涨。

四、新一代农民工观念的改变对民工供给的影响

新一代的农民工更关注工作环境和条件。老一辈农民工普遍的想法是只要有钱赚就行，工作环境，个人权利等都不在考虑范围。而新一代农民工有着不同的价值观，他们不仅关注工资的高低，还有工作环境、社会保险、闲暇时间、子女上学等问题。

所以新一代农民工会要求更高的工资，更好的工作环境和更多的闲暇时间，如果所在的工作单位满足不了他们的要求，他们更容易选择跳槽或停止工作，处于失业状态，而总的工作时间开始下降，一定程度上导致了总供给量的减少。

五、总结及政策建议

恢复高考曾被认为是一件很好的事，但是大学生扩招数量过大，已经超过其限度，使资源分配的效率降低，导致了一系列的问题，如大学生就业难，民工招工难等。中国制造业的发展需要更多的具有专业技能的技术工人，所以有关部门在制定政策时将重点放在一些技术院校，应该考虑提供新一代农民工更多的专业培训的机会，能够让他们在接受九年义务教育之后，还能够有机会提升自己的水平，帮助他们完成由农民工到技术工人的转变。这不仅是农民工个人发展的需要，也是中国经济可持续发展对于劳动力能力提升的要求。

参考文献：

【1】韩伟，朱晓玲.农民工对失业保险的潜在需求[J]人口学刊2011，（1）

【2】孙喜保.两难抉择困扰新生代农民工：继续打工还是自主创业？[J]乡村科技2011，（10）

【3】蔡晓娟，杨肖丽.金融危机下北方地区农民工的未来抉择：留城还是返乡？[J]社会探索2012,（02）

影响生育率的原因范文1篇6

[关键词]不孕不育；抗抗体；抗子宫内膜抗体；抗心磷脂抗体；抗卵巢抗体

女性不孕不育症为临床妇科常见病，严重影响患者家庭和睦以及社会的和谐。随着生育年龄的增加，女性不孕症有逐年上升的趋势，其中免疫因素在越来越受到临床工作者的重视。据文献报告，有近一半的不明原因不孕与免疫有关。因此本次研究2014年2月～2015年7月期间我院不孕不育门诊接诊的520例不孕不育患者的抗抗体（AsAb）、抗子宫内膜抗体（EmAb）、抗心磷脂抗体（ACAb）、抗卵巢抗体（AOAb）四项生殖免疫抗体进行检测，旨在探讨自身免疫抗体的检测在不孕不育患者中的应用价值，为不孕不育的临床诊断提供依据。现报道如下。

1资料与方法

1.1一般资料

选取2014年2月～2015年7月期间我院不孕不育门诊接诊的520例不孕不育患者作为研究对象，年龄20～42岁，平均（34.6±2.5）岁；病程2～11年，平均（3.2±1.4）年。根据患者的具体情况将其分为3组：原发不孕组（160例），占30.77%；继发不孕组（240例），占46.15%和自然流产组（120例），占23.08%。自然流产1～6次，平均为（2.3±0.7）次。所有患者均符合《妇产科学》第7版不孕不育的诊断标准。排除感染、内分泌异常、生殖道畸形、输卵管不通畅、排卵异常以及其他的病变，且排除男方不孕的因素。对三组患者采用化学发光的方法检测抗自身抗体，并比较分析。3组患者年龄、性别及体重指数等一般资料差异无统计学意义（P>0.05），具有可比性。

1.2方法

抽取所有患者3mL的静脉血，分离血清备用。血清抗抗体（AsAb）、抗子宫内膜抗体（EmAb）、抗心磷脂抗体（ACAb）、抗卵巢抗体（AOAb）4项采用化学发光的方法检测抗自身抗体，试剂盒购自源德生物工程有限责任公司，操作按说明书。

1.3观察指标

观察三组AsAb、EmAb、ACAb、AOAb检测结果。比较分析三组患者免疫抗体阳性检出率，免疫抗体阳性指四种抗体中至少有一项为阳性。

1.4统计学处理

采用SPSS16.0统计软件进行统计学分析，计数资料采用x2检验，以P

2结果

2.1血清4种免疫抗体检测结果比较

原发性不孕组AsAb、EmAb、AcAb的阳性率均明显低于继发不孕和习惯性流产组，差异有统计学意义（P0.05）。对比三组患者AOAb患者阳性，差异均具有统计学意义（x2=8.09，P

2.2三组免疫抗体阳性率比较

原发性不孕组免疫抗体阻性率明显低于继发性不孕组和习惯l生流产组，差异有统计学意义（P0.05）。见表2。

3讨论

不孕症是一种特殊的生理缺陷，对女性的身心健康及家庭带来较为严重的身体和精神伤害。近年来，随着女性性观念的变化，受晚婚晚育、人工流产、性传播性疾病等因素的影响，女性发病率正在逐年上升。治疗不孕不育的关键在于针对病因进行治疗，导致不孕症的病因复杂，且涉及多个领域，其中，部分患者病因与自身免疫抗体有密切的关系，是由于生殖系统抗原的自身免疫或同种免疫引起的不孕症，因此，近几年，免疫因素在越来越受到重视。生殖免疫抗体可以通过影响的活性、阻碍精卵的结合、干扰胚胎着床以及胚胎的发育等多个途径去干扰生殖的过程。大量研究证明，AsAb、EmAb、ACAb、AOAb四项免疫抗体是导致自身免疫性不孕不育的重要因素。

AsAb是最早肯定的导致不孕的抗体，大约10%～30%原因不明的女性不孕症可能由于AsAb改变。据临床观察，AsAb阳性的女性患者，通常都存在生殖器官及经期异常出血时有史，或有生殖系统感染、炎症等。正常情况下，女性生殖道具有酶系统，能降解进入的抗原，不会对其配偶的抗原产生免疫反应。在生殖道感染、出血等情况下进行性生活，会刺激抗抗体产生，AsAb会直接影响受精卵着床、精卵结合以及正常活动等，导致女性对发生免疫反应，进而导致不孕。EmAb是子宫内膜异位症（EMTl的标记性抗体，子宫内膜异位症患者受到异位内膜刺激或经血逆流等因素有关，通过各种免疫性反应，EmAb对子宫内膜功能造成损害，影响胚胎着床，容易发生早期流产。ACAb多出现于组织的炎症、损害以及粘连后，主要引起血栓的形成，且引起蜕膜和胎盘的血流不通畅、血供不足等而导致流产。AOAb可引起卵巢的损伤，以导致不孕不育。

影响生育率的原因范文篇7

（兰州文理学院，甘肃兰州730020）

摘要：从理论上说，公平与效率是人类社会的永恒话题.因此，它具有永恒性特征.然而，在现实中公平与效率的关系问题，往往具有特定的时代特征，人们通常根据所处的环境以及自我的价值诉求，进行价值选择和判断，因此，它又具有现实性特征.关于考试公平与效率的关系问题，因不同利益主体的利益差别而不同.就高等学校而言，他们更关注效率；就考生而言，他们更关注公平.研究生招生考试中公平与效率的关系的问题，既是一个实践中客观存在的问题，又是一个理论上必须探讨和回答的问题.

关键词：公平；效率；研究生招生考试

中图分类号：G643文献标识码：A文章编号：1673-260X（2015）08-0226-03

随着我国高等教育考试改革的不断深化，高等教育考试越来越受到社会的关注，甚至引起了中央领导层的高度重视，总书记主持中央政治局会议，把高考改革作为一项重要议程进行讨论，并最终形成了决议，足见高考改革的重要性；与此同时，随着高考改革向纵深发展，硕士研究生考试的重要性也日益凸显，它不仅影响着国家高层次人才的选拔与培养，也影响着社会的公平与正义.然而，研究生招生过程中常常会出现的一些现象和问题，具有一定的复杂性.这些问题既影响考试的效率，也影响着选拔的公平性.

1公平与效率关系的实然

人们的日常生活和社会活动中充满了各种矛盾和两难选择，往往令人难以抉择.诚如孟子所言：“鱼，我所欲也，熊掌，亦我所欲也，二者不可得兼，舍鱼而取熊掌者也.”可见，每当这种局面出现时，人们总是择其重而得之.在研究生招生考试过程中，当公平与效率问题摆在不同群体面前时，其选择也会是截然不同的.一般情况下，管理者倾向于选择效率，而被管理者则趋向于选择公平，管理者喜欢见效快的事，而普通人则患不公.因此，长期以来，研究生招生考试中效率与公平的矛盾现象时有发生，也一直成为社会各界普遍关注的问题.

研究生招生考试中公平与效率的关系的问题，既是一个实践中客观存在的问题，又是一个理论上必须探讨和回答的问题.因此，关于研究生招生考试的公平与效率问题，多年以来受到社会各界的普遍关注，这些关注有的来自于普通民众，有的来自于高层领导，当然也包括考试理论研究者，尤其是近年来，这方面的论著也比较丰富.然而，时至今日，公平与效率的关系在现实中仍难实现有效平衡.尤其是考试程序的公平性与操作的公平性是社会关注的焦点.①以甘德怀考博事件为例，甘德怀是河海大学法律系教师，2004年3月13日报考北京大学法学院的博士研究生，4月19日，笔试成绩第一的甘德怀在复试中落榜.②事后，他对这一结果提出了质疑，认为复试过程不合理，程序不公正，并与北大法学院交涉，此事在网上引起了大争论.此外，考研过程中也出现“暗箱操作”等问题，在社会上引起强烈反响.③原因在于，一方面公众维权意识在提高；另一方面，说明研究生招生录取过程中仍然存在一些需要改进的问题.

关于考试公平与效率的关系问题，因不同利益主体的利益差别而不同.就高等学校而言，他们更关注效率，因为学校更希望通过考试选拔出多样化的优秀人才；就考生而言，他们更关注公平，因为他们更希望自身的受教育权得到最大限度的实现，因此考生往往信奉“分数原则”.随着研究生招生考试越来越成为个人实现自身价值的主要选择，如何在公平与选材之间寻找平衡点，成了研究生招生考试改革的基本原动力.有学者认为，“现行学位制度中的许多问题已经到了非改不可的时候，现代教育中讲求公平防止腐败的措施就象泼脏水泼掉孩子一样，也把经过数千年沉淀的中国传统教育中优秀的东西一起放弃，这是我们需要深思的.”④需要引起我们注意的是，公平与效率的关系并不是简单的排斥关系，而是有相互联系的.离开公平的效率是缺乏社会基础的，而牺牲了效率的公平则是低水平的.从这个意义上说，公平与效率，即考试公平与人才选拔之间的关系，应是在充分考虑二者最佳结合的基础上的平衡，是需要考虑不同时期的社会需求与不同学校、不同学科专业人才的实际情况而定的.

2公平与效率关系的应然

按照矛盾论的观点来看，矛盾的双方是对立统一的，二者缺一不可.公平与效率的关系问题也是统一的、相互的.离开某一方面而单独讨论另一方面，是不可取的.没有效率的公平是低水平的公平；没有公平的效率是没有社会基础的.美国兰德公司的一项研究报告中提出，教育公平能够给政府创造巨额的财政收入，给社会带来巨大的经济效益.⑤从理论上说，公平与效率是人类社会的永恒话题.因此，它具有永恒性特征.然而，在现实中公平与效率的关系问题，往往具有特定的时代特征，人们通常根据所处的环境以及自我的价值诉求，进行价值选择和判断，因此，它又具有现实性特征.

每一个现实的问题其实都是一个理论问题，一个现实问题或一个理论问题的背后不可能只有一个事实，往往是多重事实的复合.那么，研究生招生过程中出现公平与效率的博弈，也是多重事实复合的结果.我们只有找出造成这种事实的原因，才能提出相应的对策，实现研究生招生考试过程中公平与效率的有效平衡，提升研究生招生的公信度，确保研究生的培养质量.

事实上，任何事物都是一定环境的产物，硕士研究生招生考试过程中出现公平与效率的博弈同样是受环境的影响.如，一所大学所处的地理位置、气候条件、自然景观等的好坏，也会成为影响研究生招生考试过程中公平与效率关系的因素，甚至是学校的校名，也会对招生产生影响.还有，学校是否有名人，也是重要的影响因素.名人效应可以说在今天的中国是无处不在，无时不有的.如今，在学术界也刮起了这股风潮，一些考生在选择专业时，首先考虑的是与名人名校有关的专业，他们往往把对名人名校的崇拜情结转移到对专业的选择上，他们以为名人的成功是专业作用的结果，自己选择了这个专业也可以成就一番事业.而不是根据自己的实际情况和兴趣选择此专业，很大程度上只是因为这个专业是名家领衔的，或者是重点大学举办的，就去选择，结果适得其反.加之一些学校过分宣传，殊不知这些资源又有多少是能够用在硕士生培养方面的.还有一种情况就是现在一些单位招聘人员，为了操作的方便，对人才的“出身”提出不合理限制，这也是造成人们考虑就业的一大原因.从根本上说，所谓的好专业并非适合所有学生的，因此，在选择专业时要尽量避免情感因素的影响，而不能为了师从名师、就读名校，置自身情况于不顾.

学校作为社会系统中的一个子系统，教师与学校、学生与学校都是作为一个共同体存在的.从学校的角度来看，学校希望招收企业和社会喜欢的学生，只有这样在将来就业时，学生才能顺利找到工作，因为学生被淘汰了也就意味着学校培养的人才不受欢迎，那么学校也就很难在各类竞争中获得有效资源实现自身的发展.其实，学校考虑到自身的发展，同时考虑到学生未来的发展这是无可厚非的，但在现实中，过分强调某个方面，就会损伤教育的公平性，从而也会影响教育的效率.

3余论

教育公平是社会公平的重要内容，是社会公平在教育领域的延伸，也是实现社会公平的重要手段和途径.“美国公共教育之父”贺拉斯·曼（HoraceMann）认为，教育是实现人类平等的伟大的工具，它的作用比任何其他人类发明都要大得多.⑥可见教育公平的重要性，教育要发挥促进社会公平的职能，首先要注重自身的公平，否则，不仅不能促进社会公平的发展，就连其自身发展也将大打折扣.当然，教育公平与效率的关系问题受到多种因素的制约与影响.如地域、教育制度、经济发展水平、教育结构与布局、文化传统等.加之，教育公平与效率的关系并非是绝对的.因此，我们在处理教育公平与效率的关系问题时，应视具体情况而定.要树立教育公平是相对的，它并不否定差异的存在.效率是建立在一定公平基础上的，注意效率与公平的适应性，避免绝对超前.把教育公平与效率作为社会公平的重要组成部分，进而推动社会公平、和谐发展.

在研究生招生过程中出公平与效率的博弈，是多重事实复合的结果.因此，这种复合结果产生的影响也不是单一的.亨利·汉斯曼（HenryHansmann）说，教育特别是高等教育，区别于其他绝大多数产品和服务的一个重要特征是：它是一种“连带产品”（associativegood）.⑦因此，作为高等教育重要组成的研究生教育，其招生过程中出现的公平与效率的博弈不仅仅影响人才选拔和学校的声誉，同时也会影响到人才培养质量和教育公平问题.无论是学校声誉问题还是人才培养质量问题，则都会对社会产生影响，进而影响社会公平.美国著名教育家科尔曾指出：“声誉一旦形成就是高等院校独一无二的最大资源.”一所学校在招生过程中出现公平与效率的博弈时，应注重兼顾二者，在考量效率的同时兼顾公平，不可偏废，选择极端，这有利于形成学校良好的社会声誉.

公平与效率虽不是一对矛盾，但二者的关系却十分密切，不能随意割裂.这是因为，效率必须考虑公平因素，公平一定要建立在讲效率的基础之上，否则，效率是没有社会基础可言的，公平也就成为低水平的.一项考试制度的设计者，往往最初一般都是注重效率，考虑较多的是如何更有效地选拔人才，最大限度地实现其选拔功能；而应试者及社会受众则更关心的是考试的公平性问题；学者的观点则是，“在考试实际中，当效率与公平产生矛盾时，基本上是效率让位于公平，也就是公平优先.”⑧就理论层面来看，效率和公平是统一的.效率的提高有助于公平的实现，社会的公平也将会推动效率的提高.然而，情况又是复杂的，在现实生活中，效率和公平也有不一致的时候，有时为了提高效率影响了公平，有时为了维护公平影响了效率.在效率和公平之间，效率优先、兼顾公平具有普遍的意义，效率是矛盾的主要方面和在现实中必须优先考虑的问题.但这并不意味着公平无足轻重，公平是影响效率诸因素中的一个重要的因素.⑨

总之，不同利益主体，由于各自所处的地位不同，导致他们对公平与效率关系的观点与态度也各不相同.

注释：

①张亚群，车如山，等.中国研究生招生考试改革研究.广州：广东高等教育出版社，2013.145.

②参见：新华网news.xinhuanet.com/school/2004-08/02/content_1692080.htm.

③张亚群，车如山，等.中国研究生招生考试改革研究[M].广州：广东高等教育出版社，2013.145.

④覃红霞.研究生招生考试改革中的价值选择[J].江苏高教，2008（1）.

⑤陈中原．读美国兰德公司报告札记——教育平等的经济效益[N].中国教育报，2000-9-24（1）.

⑥转引自：约翰·布鲁贝克著，王承绪等译.高等教育哲学[M].杭州：浙江教育出版社，1998.71.

⑦亨利·汉斯曼著，王菊译.具有连带产品属性的高等教育[J].北京大学教育评论，2004(3):67.

⑧刘海峰．高考改革中的公平与效率问题[J]．教育研究，2002（12）.

⑨袁贵仁．《效率与公平》序[A]．万光侠.效率与公平[C]．北京：人民出版社，2000．1-5．转引自刘海峰．高考改革中的公平与效率问题[J]．教育研究，2002（12）.

参考文献：

〔1〕关正夫著，陈武元译.从国际比较的观点看日本研究生院的历史现状和改革动向[J].外国高等教育资料,1991(1).

〔2〕钟秉林.高等教育的时代任务：提高质量促进公平[J].中国高等教育,2008(08).

〔3〕新华网[EB/OL]news.xinhuanet.com/zhengfu/2004-09/09/content_1960744htm.

〔4〕亨利·汉斯曼著，王菊译.具有连带产品属性的高等教育[J].北京大学教育评论.2004(3):67.

影响生育率的原因范文篇8

（山东省淡水渔业研究院，山东省淡水水产遗传育种重点实验室，山东济南250117）

摘要：采用加热棒控温的方法，研究了不同温度（14℃、20℃、22℃、24℃、26℃、28℃、30℃）对克氏原螯虾苗种生长和存活的影响情况。试验结果显示，适当提高克氏原螯虾苗种的培育温度可促进其生长和存活，但不是温度越高越好，温度26℃条件下是克氏原螯虾苗种生长的最佳温度。

关键词：温度；克氏原螯虾苗种；生长；存活率

克氏原螯虾(Procambarusclarkii)，俗称小龙虾，隶属螯虾科原螯虾属，是淡水螯虾的一个种[1]。其原产于美国南部和墨西哥北部，20世纪30年代末由日本引入到中国。克氏原螯虾肉味鲜美，高蛋白质低脂肪，钙、磷、铁质含量丰富，克氏原螯虾已成为我国重要的水产资源，现已广泛分布于我国东部和中部地区十余个省市，甚至已成为一些湖泊和沟渠的优势种群[2]。目前，国内外对克氏原螯虾的研究报告涉及其生物学[3-4]、繁殖学[5-6]、营养学[7]以及遗传学[8]等很多方面，但温度对克氏原螯虾苗种阶段生长发育的影响报道较少。本试验旨在探讨温度因子对克氏原螯虾苗种生长和存活的影响，为克氏原螯虾苗种培育提供技术资料。

1材料与方法

1.1材料

试验所用克氏原螯虾取自山东省淡水水产研究所土池孵化的幼虾。平均体长（2.7±0.3）cm，平均体质量（0.505±0.102）g。

1.2方法

试验于济南罗非鱼良种场温室大棚内进行。所用容器为30cm×45cm×30cm的塑料盒，每盒放养10只幼虾。盒中放置5个10cmPVC圆管和少量水花生作为隐蔽物。试验水温分别为20、22、24、26、28、30℃，水温用电热棒加热器控制，日温差变化控制在0.5℃之内，设置对照组一组，为温室大棚的自然水温（14～16℃）。每天投饵一次、吸污一次并记录每次的摄食量和残饵量。试验开始时测定克氏原螯虾幼虾的体长和体质量，27d(2013年12月30日至2014年1月25日)试验结束后再测量一次。每个温度梯度设置2个平行对照组。

2结果

2.1温度对克氏原螯虾幼虾体长增长的影响

试验初始，克氏原螯虾苗种体长平均为2.67cm。各温度条件下，幼虾生长27d后的体长增长情况见表1。由表1可见，对照组（14～16℃）幼虾生长较慢，经过27d的生长，体长仅增长0.91cm，为3.62cm。而试验组24℃和26℃条件下虾苗体长增长较快，分别达到了4.63cm和4.84cm，比初始体长分别增加了2cm和2.16cm。但随着温度的升高并不是生长越快，当温度高于26℃时，虾苗体长增加量逐渐减小，30℃组终末体长仅为4.08cm，略高于对照组的3.62cm。

2.2温度对克氏原螯虾幼虾体质量增长的影响

试验幼虾初始平均体质量为0.505g，经过27d的养殖试验后，各温度梯度下克氏原螯虾幼虾体质量增长情况见表1。在温室大棚的自然水温（14～16℃）下，幼虾生长较慢，试验结束时体质量增加了0.774g，为1.282g，而用加热棒控温加热的6个试验组其体质量增加幅度随温度的升高呈先升后降的趋势。其中26℃下体质量增加最大。试验结束时体质量达到了2.625g,共增加了2.119g，但是随温度的升高，幼虾的体质量增加下降，30℃下生长缓慢，仅增加了0.921g。

2.3温度对克氏原螯虾幼虾存活率的影响

克氏原螯虾对温度的耐受范围很大，有资料报道其耐受范围为0～38℃，其适宜生长温度为24～30℃，当温度低于20℃或者高于32℃时，生长率下降。本试验中，各温度梯度下幼虾成活率平均在89%左右，其中对照组和20℃下没有死亡，22℃，24℃，26℃下每个试验组中有一尾死亡，存活率为90%，28℃下存活率80%，30℃下存活率70%，可见，温度高于28℃后会影响克氏原螯虾幼虾的成活率。

3讨论

温度对甲壳动物的生长发育具有重要的影响。杨章武等[9]认为温度对凡纳滨对虾幼体生长、存活和变态均有影响，其中31℃左右是凡纳滨对虾幼体生长发育的最适水温。Coman等[10]对日本对虾的研究表明，幼体27℃生长最快，24℃条件下成活率最高。李铭等[11]的研究表明，25℃左右比较适宜克氏原螯虾幼体生长发育。韩晓磊[12]的研究结果表明，在10～30℃之间，培养温度越高，克氏原螯虾幼虾的体长和体质量增加越快。而本试验的结果同样表明温度对克氏原螯虾苗种的生长有明显的影响。在适当的范围内，适当提高水温可以明显促进苗种的生长，对于1月龄左右的克氏原螯虾苗种来说，在26℃条件下其体质量和体长增加最快，成活率也相对较高，但是温度高于28℃以后会抑制其生长发育，同时也容易导致较高的死亡率。但邢克智等[13]对日本沼虾的研究表明，其幼体在24～32℃范围内，低温培养的个体一般都大于高温培养的个体，即在24℃时生长最快，分析认为这可能与不同水生动物生活习性有关。

在本试验中，幼体在高温条件下的死亡，原因之一可能是长时间的温度胁迫导致其生理功能紊乱而致死；另一方面，在较高的温度下，很容易滋生出一些病原生物，导致幼体染病而死。因此，在生产实践中，不仅要考虑克氏原螯虾的生长速度，还要兼顾其成活率。

参考文献：

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[2]王卫民.软壳克氏原螯虾在我国开发利用前景[J].水生生物学报,1999,23(4):375-381

[3]徐加元,岳彩锋,戴颖,等.水温、光周期和饲料对克氏原螯虾雌虾成活和性腺发育的影响[J].华中师范大学学报(自然科学版),2008,42(1):97-101

[4]朱玉芳,崔勇华,戈志强,等.克氏原螯虾抱卵与非抱卵孵化比较研究[J].水利渔业,2002，22(4):16-17

[5]戴颖,巩雪洁,李兵,等.武汉地区克氏原螯虾繁殖期的研究[J].动物学杂志,2008,43(2):21-27

[6]董卫军,李铭,徐加元,等.克氏原螯虾繁殖生物学的研究[J].水利渔业,2007，27(6):27，104

[7]WenXB,KuYM,ZhouKY.GrowthresponseandfattyacidcompositionofjuvenileProcambarusclarkiifeddifferentsourcesofdietarylipid[J].AgrsciChin,2003,2(5):583-590

[8]王长忠,李忠,梁宏伟,等.长江下游地区4个克氏原螯虾群体的遗传多样性分析[J].生物多样性,2009,17(5):518-523

[9]杨章武,卢小宁,郑雅友,等.温度对凡纳滨对虾幼体生长、变态和存活率的影响[J].台湾海峡,2011,30(1):81-85

[10]ComanGJ,CrocosPJ,PrestonNP,etal.Theeffectsoftemperatureonthegrowth,suvivalandbiomassofdifferentfamiliesofjuvenile,PenaeusjaponicusBate[J].Aquculture,2002,(214):185-199

[11]李铭,董卫军,邢迎春,等.温度对克氏原螯虾幼虾发育和存活的影响[J].水利渔业,2006,26(2):36-37

[12]韩晓磊,李小蕊,程东成,等.温度对克氏原螯虾交配、抱卵、孵化和幼体生长发育的影响[J].湖北农业科学,2011,50(10):2078-2080

影响生育率的原因范文

【关键词】生育率；影响因素；结构方程模型

1.绪论

人口学原理上，通常以时期总和生育率（TFR）为2.1的参考标准来判断生育率与生育率更替水平的比较，更严谨的统计参照值则是妇女净再生产率等于1。我国的总和生育率从1970年的5.81快速下降至1989年的2.24，在20世纪末已经完成了生育率的转变，进入了低生育率水平的后生育转变时期。对于我国人口生育率这一系列的转变，众多学者进行了各种研究，主要认为这一系列的转变一方面与我国实行的计划生育国策密切相关，另一方面也受到我国的社会、经济、文化等各方面因素的影响。在此，本文选取湖南省作为研究对象，对其生育率影响因素进行研究。

2.生育率影响因素的理论模型及指标选取

生育率的转变是社会、经济、文化、政策等多种因素共同作用的结果，它是一个非常复杂的过程。本文将生育率的直接影响因素划分为经济社会因素和人口学因素两大类来进行分析，构建生育率影响因素的理论模型如下图所示：

上述方程组中，式（3.1）是结构方程，表达模型假设的外生潜在变量和内生潜在变量之间因果关系，表示内生潜在变量，表示外生潜在变量，表示内生潜在变量对其自身的效应系数矩阵，表示外生潜在变量对内生在潜在变量的效应系数矩阵，表示由误差项构成的向量。式（3.2）和（3.3）是测量方程，分别规定内生潜在变量和内生观测变量之间的关系，以及外生潜在变量和外生观测变量之间的关系；、表示观测变量与对潜在变量和对应的回归系数也称因子载荷矩阵；则表示观测变量和对应的测量误差。

3.1.2数据说明

本文选取湖南省13个地级市和1个自治州作为研究对象，并通过2000年的数据计算得到经济社会因素指标、人口学因素指标以及总和生育率，构建湖南省生育率影响因素的结构方程模型，通过模型拟合分析经济社会因素和人口学因素对生育率所产生的直接影响和间接影响。

3.2实证分析

3.2.1结构方程模型的设定及拟合

将湖南省生育率受到经济社会因素和人口学因素综合影响的结构方程模型路径图设立如下：

指标变量“2000年女性就业比（24）”和“2000年已婚育龄妇女比例（）”从其指标意义上来说存在一定程度的共变性，因此将这两个指标变量的测量误差变量设成有共变关系，即在图中用弯曲的双向箭头将和连接起来。另外，由于“生育水平”是一个单指标潜在变量，即对应的只有一个指标，不能同时估计因子与指标的关系和指标的误差方差。在此，结合本文理论模型含义，将潜在变量“生育水平”指向观测变量“总和生育率（）”的载荷系数设定为1，“总和生育率（）”的测量误差值设定为0，即图形中“”项可以删去。

3.2.2结构方程模型结果的说明

1）参数估计结果

参数估计值表示的是潜在变量每变动一个单位，其观测变量会相应地上升或下降多少个单位。根据上表，以0.05为显著性的判断标准，人口学因素中的观测变量参数不显著，可能存在的主要原因是受到获取资料的限制，一方面无法得到更有效的代表人口学因素的指标；另一方面是代表人口学因素的指标不够全面。

2）因子得分权重估计结果

根据Amos软件输出结果，本文建立的结构方程模型的验证性因子得分权重如下表所示：

结构方程模型中的因子得分权重值越大，则表示观测变量对潜在变量的影响越大。从表中可以看出：（1）“经济社会因素”在指标“人均国内生产总值”上负载较大，“人口学因素“在指标节育率”上负载较大。（2）“人口学因素”在表示人口因素指标上的负载相对较大，在表示“经济社会因素”的指标“人均国内生产总值”上负载也较大，说明经济社会因素通过人口学因素对生育率产生的间接影响主要体现在这个指标上。（3）总体上来看，2000年湖南省经济社会因素和人口学因素的所有外生观测变量对当年生育水平影响大小排序为：人均国内生产总值>节育率>已婚育龄妇女比例>第二、三产业所占比重>女性就业比>人均社会消费品零售总额。

3）直接、间接及总效应

结构方程模型的输出结果显示了经济社会因素和人口学因素对生育水平的影响程度，其结果见下表：

根据上表显示，经济社会因素对于总和生育率产生的直接效应为-1.141，间接效应为0.468，即经济社会因素每提高1个单位，总和生育率会下降0.673个单位；人口学因素对总和生育率的直接效应为0.632，即人口学因素每提高1个单位，总和生育率会上升0.632个单位。

4.有待进一步研究的问题

（1）全国第六次人口普查工作已经结束但是具体调查数据还没有进行公布，本文中选用的是2000年的数据资料，在时效性上存在一定欠缺。利用第六次人口普查的资料来对本文得出的结论做出检验以及完善将是后续的研究工作之一。

（2）由于各市及自治州关于人口生育方面的数据资料并不全面，因此在选取反映人口学因素的变量时受到一定限制，从而导致在结构方程模型的拟合过程中人口学因素对生育水平的影响不显著。因此，获取更为全面的统计资料，选取更恰当的变量以及将遗漏变量重新纳入模型中进行拟合，还有待更进一步的研究。

参考文献

[1]李竞能.现代西方人口理论[M].上海:复旦大学出版社,2004:64-72.

[2]顾宝昌.论社会经济发展和计划生育在我国生育率下降中的作用[J].中国人口科学,1987(2):2-10.

[3]林富德.我国生育率转变的因素分析[J].人口研究,1987(1):15-21.

[4]王金营等.中国各地区妇女生育水平差异的社会经济影响因素分析[J].南方人口,2005,20(2):

影响生育率的原因范文1篇10

一.人力资本对我国区域经济影响差异概述

1.我国东西部区域经济增长差异

改革开放以来，我国始终存在着东西区域经济增长不平衡情况，区域经济增长的差异是社会因素和自然因素在长期的发展过程中逐步积累造成的，同时根据生产要素总是向高生产率部门流动的规律可得，人力资本和物质资本向东部地区聚集加剧了区域经济增长的差异。固定资本投资对经济增长的作用要远远大于人力资本的投资，而且东西部人力资本对经济增长的贡献率差异较大。这说明虽然人力资本对不同区域的经济都有促进作用，但影响的程度和贡献率有所不同。

二.探究人力资本对区域经济增长作用差异的原因

(一)导致人力资本发挥作用差异的核心影响因素

1.东西部人力资本积累方式的不同

根据Backer和Lucas的人力资本理论，人力资本积累主要受正规教育、在职培训、健康投资和迁徙流动四个因素影响。

1.1教育

在Lucas的人力资本模型中，人力资本存量的增长主要来自于正规教育和干中学(learnbydoing)也可以在某种程度上理解成在职培训。东西部地区教育科技发展的差异化不仅导致了东西部教育质量的差别，更造成了人力资本积累方式的差别，虽然国家对西部采取支持开发的政策，但是其中的教育投资所占份额较小，这也对人力资本积累的形成有所影响。

1.2健康

下面主要运用构建模型和实证分析的方法，定量分析教育和健康对人力资本存量和积累的影响。运用Cobb-Douglas生产函数作为教育资本和健康资本组合成人力资本的方式：

H=AEλM1-λ,λ<1(1)

其中H为人力资本，E为教育投入，M为健康投入，λ为参数，A为衡量地区原有教育水平对人力资本存量的影响的系数。

为了数据更有代表性和统计的便利，笔者选取东西部有代表性省份作为数据分析的对象，其中包括东部省份：北京、上海、江苏、浙江、广东;西部省份：陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。使教育和健康对人力资本的影响更加标准化，我们对(1)式两边取对数得到：

lnH=lnA+λlnE+(1-λ)lnM,λ<1(2)

根据东西部地区1995-2000之间对教育和卫生健康的支出状况，进行回归，主要分析在近年来由于教育和卫生投入不同对东西部人力资本积累的差异。

注：括号内的数字为t检验值。所有自变量的回归系数均能在5%显著性水平下通过统计检验。

从以上的回归模型中可知，人力资本的健康状况也实际影响人力资本的存量，对医疗卫生投入较多的地区，人力资本存量也会增加的越多，从而对经济增长的促进作用也会越大。

1.3迁徙活动

人力资本对东西部区域经济作用的差异，不仅取决于人力资本存量，而且和人力资本流量，即人力资本迁徙有关，异质性高素质人力资本的迁入可以为当地经济注入活力，而且会增加当地人力资本积累。

2.人力资本的利用效率

随着的国家对人才流动的导向性，西部地区的异质性人力资本也在逐步增加，但其对经济贡献作用依然有限，东西部地区人力资本利用效率的不同也是其对经济增长作用不同的原因之一。

三.政策建议

1.加强西部地区人力资本的投资，协调人力资本和物质资本的投资比例

人力资本和物质资本内生化结构启示我们两者要合理高效搭配才能促进经济发展。我国的现状是对人力资本投资仍存在东西部空间的差异的情况，西部人力资本投资不足，所占西部投资的比重较小。

2.区域配置。

建立合理的人才流动激励机制，制定特殊优惠政策，加大人才激励力度，并且积极发挥非政府组织(Non-GovernmentalOrganization即NGO)组织的作用，通过公益志愿活动引导促进人力资本区域的合理化配置。

参考文献：

[1]雷鹏.人力资本、资本存量与区域差异——基于东西部地区经济增长的实证研究〔J〕.社会科学，2011，(3)：53-63.

[2]万军康，梅小安.论人力资本积累的机理和方式〔J〕.科技管理研究，2005，(3)：103-106

[3]段平忠.人力资本流动对地区经济增长差距的影响〔J〕.中国人口资源与环境，2007(17)：87-91

[4]张帆.中国的物质资本和人力资本估算〔J〕.经济研究，2000(8)：65-71

[5]Benhabib,Jess,andM.Spiegel,1994,”TheRoleofHumanCapitalinEconomicDevelopmentEvidenceforAggregateCross-CountryData”,JournalofMonetaryEconomics,34:143-173

影响生育率的原因范文篇11

关键词：抗抗体；不孕不育；流产患者；AsAb；阳性率

随着人们饮食结构的转变以及社会生活压力的增加，不孕不育患者的人数逐渐增加，逐渐发展成为社会性的问题。受精是男女生育过程所必经的一个重要环节，在这一环节中，受孕是否成功受多种因素的影响，其中免疫性因素的影响是其中的一个重要方面，然而抗抗体则是其中最为常见的一种免疫因素。AsAb属于男性自身抗体，能够对其质量产生影响，进而影响其生育能力。在女性人体中，AsAb属于一体抗体，是导致女性不孕的重要因素。本文回顾性分析2010年3月～2012年9月期间，我院收治的882例不孕不育流产患者的临床资料，探究抗抗体对不孕不育和流产患者的影响，具体研究报告如下。

1资料与方法

1.1一般资料本组研究中所涉及的研究对象是2010年3月～2012年9月，我院收治的882例不孕不育流产患者，年龄24岁～40岁，平均年龄（34.65±2.14）岁；所有患者均在婚后2年内未孕，近2年内性生活正常，未进行避孕，所有女性经妇科检查显示正常，配偶检查正常。选取同期早我院接受正常孕检的100名正常孕妇及其配偶做对照组。

1.2方法本组研究中所使用的仪器和试剂分别为美国宝特酶标仪，快速抗抗体ELISA试剂盒[1]。对入组的所有对象进行研究分析，于清晨采集其静脉空腹血，并对采集后的标本进行及时的血清分离，放置于温度为-20℃的冰箱中存放，具体的研究分析程序按照试剂盒中的详细步骤进行。

1.3统计分析对本组研究中所获得的数据资料采用SPSS15.0统计学软件分析、处理，计数资料使用（n，%）表示，计量资料采用均数±平均数（x±s）表示，分别采用χ2和t检验，以α=0.05为检验标准，P

2结果

经本组研究检查可见，不孕不育患者中女性患者的AsAb阳性率明显高于男性患者，其中不孕不育患者中男性阳性率为12.6%，女性患者占29.6%；在继发性不孕不育患者中，男性阳性率为21.4%，女性为37.5%；多次流产患者中男性阳性率为18.5%，女性阳性率为31.3%，与对照组比较（P

3讨论

当前，不孕不育是生殖学研究中面临的重点问题，在我国已婚的妇女中，大约有10%～15%[2]的女性不能够生育，其中大多数与其免疫因素之间具有密切的关系，AsAb的产生主要是由于外伤、感染、男性精浆中免疫抑制因子减少等导致的。AsAb能够与相结合，对补体、抗体信赖性细胞毒活性具有活化作用，进而增加炎症情况，增加输精管堵塞的程度[3]。研究中检测得知，男性不育患者中发生的AsAb阳性率为12.3%，与文献中报道的相关结果一致。

从女性的角度看，通常精浆中的免疫抑制物能够对配偶抗原免疫应答起到抑制作用，进而使女方耐受免疫，一旦有损伤、生殖道感染、经期等情况发生，都会增加接触免疫活性细胞的机会。无症患者的中不存在，但是其前列腺液或精囊液中有可能会夹带一些抗原物质，进入女性的身体后就会产生AsAb。一旦女性的身体中有AsAb形成，就会在其宫颈口形成屏障，对的穿透形成阻碍，最终导致不孕。此外，AsAb对前期胎盘和受精卵也具有一定程度的影响，也是引起女性多次流产的一项重要原因。故提醒有流产史患者注意性生活，做好生殖感染等的预防是减少其免疫不孕的重要手段[4]。

本研究显示，原发不孕女性患者中的AsAb阳性率为39.6%、男性为12.6%，两组比较差异明显，（P

参考文献：

[1]赵豫凤，杨加周，刘广忠.不孕不育流产患者抗抗体和抗子宫内膜抗体的分析[J].陕西医学杂志，2011，18（07）：109-110.

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影响生育率的原因范文篇12

摘要：本文研究中西部地区科教支出对经济增长的影响。构建了一个用于实证分析的计量模型，就科教支出与经济增长关系进行实证分析，发现中西部19个省市的科技和教育支出都对国民产出有微弱的积极影响，但这种影响都不是很显著。相对于教育支出，科技支出对经济增长的作用更为明显，检验的显著水平相对更高。同时，科技支出和教育支出都对资本和劳动的产出弹性有正向影响，但教育支出对资本和劳动的产出弹性的影响幅度都高于科技支出对资本和劳动的产出弹性的影响。

一、引言与文献综述

20世纪80年代中期以来，随着新经济增长理论的兴起，一些研究者试图建立有关政府公共支出与长期经济增长率之间关系的内生增长模式。如Barro分析结果显示财政支出占GDP的比例会显著影响经济增长［1］。随后，Barro在前者研究的基础上区分了公共支出的不同类型［2］。进一步地，Devarajan等提出在理论上把公共支出分解为生产性的和非生产性的，指出在最优状态下，生产性公共支出与非生产性公共支出的比值应该取决于这两项支出对生产的贡献度（产出弹性）之比［3］。

国外学者除了在理论上进行积极探索外，还在实证方面做了大量研究。一方面，许多经验分析得出公共支出对经济增长有负面影响的结论［4-8］。另一方面，一些经验分析又得出了公共支出对经济增长具有正效应的结论［9-10］。

总之，关于政府支出对经济增长的作用，西方学者的观点可以归纳为两点：一方面，公共支出需要以公共收入为基础，因此降低私人储蓄来源，从而降低经济增长；另一方面，也提高了私人生产力，又刺激了私人储蓄，两者作用的强弱要看公共支出对私人支出的补充和替代作用的大小。如果补充程度越低，替代程度越高，对私人储蓄的冲击就越小，公共支出水平和经济增长的关系并非单调的，在给定的补充或替代水平下，公共支出首先提高增长率至某一点，然后二者将是负相关的。这些理论研究与经验分析对我们分析我国的政府支出与经济增长非常有益，从中可以发现，政府公共支出不是一个简单的外生变量，笼统的讨论政府支出对经济增长的影响，其结论并不确定，但是我们可以尝试先将政府支出分为生产性与非生产性的支出，然后考察各个单项政府支出与经济增长的关系。本文试图从生产性的政府支出——科教支出入手，去分析政府支出对经济增长的影响。

对于我国的科教支出与经济增长的关系，近年来国内学者也进行了一些探索。如骆永民采用1953—2003年的时序数据对我国科教支出和经济增长的关系进行实证分析后发现，我国对教育和科研的财政支出和GDP变化有着长期均衡关系，并且教育支出在长期中受经济增长的影响较大，科研支出却在短期中受经济增长的影响较大［11］；而科研支出在长期中对经济增长的贡献却比教育支出更为显著。得到类似结论的还有祝接金，他通过Granger因果关系检验结果显示，政府科技总支出波动是引起TFP波动的原因［12］。郭玉清、刘红和郭庆旺则构建以资本、知识和产出为研究对象的动态理论模型，在此基础上进一步构建了动态计量模型，得到实证结论是中国财政科教支出对其资本形成、产出增长及全要素生产率的提高均有积极影响，但作用力度和影响方式存在区别［13］。其中，有一些学者已经注意到由于我国区域经济发展水平存在较大差异，不同区域的科教支出对于经济增长的影响不一样［14］。他们通过对我国东、中、西三大区域的分析发现，经济发展水平不同的地区，其政府科技支出的生产率改进作用不同。在东部地区，政府科技支出改进效应主要体现在全要素生产率方面，对资本生产率和劳动生产率基本上没有改进作用；在中部地区，政府科技支出仅对资本生产率有微弱的改进作用，对劳动生产率和全要素生产率没有改进作用；西部地区的情况与中部较为类似。教育支出与此类似，相同学历层次的政府教育支出对全要素生产率改进幅度按东、中、西依次递减，即东部地区所有学历层次的政府教育支出对全要素生产率改进作用均是最强的，其次是中部地区、西部地区相对最弱。

从现有的研究结果看，我们发现：虽然从全国范围来看，科技和教育支出对经济增长率有一定的提升作用，但较为微弱；从大量的统计检验来看，只有东部地区在统计上显著，中、西部地区的影响统计上都不显著［2-4-5-6］。出现这种状况的原因与科学事业费的最终用途有关，由于东部地区级别较高的科研院所集中，国家教育和科学事业费大多向这些院所倾斜，当这些经费被投入到基础研究之中，就对生产率产生了显著的积极作用；而在中、西部地区，目前科学和教育经费大量被用于弥补行政管理部门工作经费的不足，真正投入到科研中的比例不足，自然对经济增长率作用力减弱，但究竟在多大程度上有影响？各项支出分别有多大的影响？以及随着时间的推移这种相互关系是否稳定？对于这些问题，上述学者则关注较少。

综上所述，我们可以明确的是：东部与中、西部的科教支出对生产率和经济增长的影响已经呈现出不同的性质，东部的科教支出与经济增长的关系已经基本得到确认，而中、西部科教支出与经济增长的关系还需要进一步考察。我们试图在充分考虑这种差异的基础上，着重分析中、西部省份科教支出与经济增长的关系。鉴于此，我们剔除东部发达省份的数据，单独研究中、西部省份的科教支出与经济增长率，以期为中、西部省份的科学技术和教育支出政策提供有意义的参考。

二、科技与教育支出与经济增长关系的计量模型的设定

在理论上，政府科技和教育支出促进经济增长的机制包括两方面：一方面政府科技和教育支出通过改善资本和劳动等单个要素生产率而促进经济增长，另一方面政府科技和教育支出通过鼓励和支持技术创新活动以提高全要素生产率（TFP）而转化为经济增长的动力。

为了进一步分析科教支出与经济增长之间的理论关系，我们可以构建如下模型：

假设总量生产函数为柯布—道格拉斯函数形式，则有：

YtAtKβ2tLβ3t（1）

其中，Y表示产出，K表示资本，L表示劳动，A为技术进步，β2、β3分别代表资本和劳动的产出弹性。对方程（1）两边取自然对数并求导，则可构建如下增长模型：

gitβ2kit+β3lit+ait（2）

方程（2）中，g表示产出增长率；k表示资本增长率；l表示劳动增长率；a为索洛残差代表的全要素生产率TFP；i（i1，2，…，n）和t（t1，2，…，T）分别表示各省份和时间。

现在，考虑政府科技支出的作用机制，假定政府科技支出是通过提高全要素生产率而提高经济增长率，则可以如下表示：

aitβ1+β4Tit+εit（3）

其中，Tit表示政府科技支出，具体的含义为政府科技支出总量占GDP的比例。ε为误差项，包括企业R&D投入等其它因素的影响。

联立方程（3）和方程（2），有：

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Tit+εit（4）

利用方程（4）我们则可分析科技指出对经济增长的影响。

进一步地，如果将方程（4）中的政府科技支出变量T替换为政府教育支出变量E（以教育支出占GDP的比例衡量），则可得到方程（5），用以实证分析政府教育支出对经济增长率的影响。

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Eit+εit（5）

另外，考虑到政府科技支出和政府教育支出的经济增长效应可能存在一定的时滞，故方程中使用政府科技支出和政府教育支出变量的滞后项，这样方便我们找寻政府科技支出和政府教育支出经济增长率的滞后影响。那么本文最终用于分析科技支出与教育支出对经济增长影响的计量模型实际上为：

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Tit－1+εit（6）

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Eit－1+εit（7）

三、变量选取与数据来源

由于地区资本存量没有对应的统计资料，现有文献所使用的资本存量都是经过一定间接计算获得的，但是这些计算的资本存量之间存在较大差异，尚没有一个比较权威的计算标准。另外，由于增长率指标更能反映投资活动的波动性，本文采用资本形成增长率代替资本存量的增长率。一般来说，资本形成包括固定资本形成和存货，存货一般逆经济周期增长变化，因而只有固定资本形成可对经济增长产生影响，所以我们采用固定资本形成增长率表示变量。同时，我们用单个行业就业人员增长率表示劳动增长率，各省市实际GDP（扣除物价因素）增长率代表其经济增长率。

用各地区科技支出占其GDP的比例表示政府科技支出规模变量（T）。基于各地区政府科技支出数据的可得性考虑，本文实证分析的时间段为1996—2007年，实际数据均为1990年不变价格表示的可比数据。具体地讲，我们用政府财政支出项目中与科技相关性较大的项目支出总和作为地区政府科技支出，主要包括政府挖潜改造革新支出、政府科技三项费支出和政府科学事业费支出。

用各地区教育支出占其GDP的比例表示政府教育支出规模变量（E）。具体的，用政府小学、初中、高中和高等教育的政府支出之和与GDP的比例代表政府各级教育支出总规模变量。同样，基于对政府教育支出数据可得性的考虑，本文实证分析的时间段为1996—2007年，实际数据均为1990年不变价格表示的可比数据。

本文选取1996—2007年19个中、西部份省份（不含西藏）科技和教育投入规模、资本和劳动增长率以及经济增长率的面板数据。具体的划分如下：中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省市；西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古等11个省市来划分。

以上数据均来自历年《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和《中国教育经费统计年鉴》。下面我们将根据方程（6）和方程（7），用Eviews6.0软件对各地区面板数据进行实证分析，分别揭示政府科技支出和政府教育支出对资本和劳动投入的产出弹性和经济增长率的影响。

四、实证分析

1.固定效应模型与随机效应模型的选择

由于本文所使用的数据为面板数据，这便需要考虑各省市间所存在的地区性差异。在面板数据的分析中，考虑个体差异的两种主要方法为固定效应模型与随机效应模型。我们需要在这两种模型中进行选择。具体而言，对方程（6）其固定效应模型的表达式为：

gitβ1i+β2kit+β3lit+β4Tit－1+εit（8）

而其随机效应模型的表达为：

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Tit－1+νi+εit（9）

利用Hausman检验，我们可以在模型（8）和模型（9）之间进行选择。Hausman检验的原假设：随机效应模型优于固定效应模型。Hausman检验统计量的P值为0.39。这意味着我们在10%的水平下不能拒绝原假设。这意味着随机效应模型优于固定效应模型，因此关于科技支出对经济增长的影响我们选择模型（9）进行参数估计。

根据同样的思路，对方程（7）其固定效应模型的表达式为：

gitβ1i+β2kit+β3lit+β4Eit－1+εit（10）

而其随机效应模型的表达为：

gitβ1+β2kit+β3lit+β4Eit－1+νi+εit（11）

同样可得Hausman检验统计量的P值为0.29。这同样意味着我们在10%的水平下不能拒绝原假设。这意味着转贴于随机效应模型优于固定效应模型，因此我们选择模型（11）对参数进行估计。

2.参数估计的结果

对模型（9）进行估计的相关参数如表1所示：

表1模型（9）的相关参数估计结果

从表1可以发现，经济增长对科技支出的回归系数仅为0.03。这意味着科技支出对经济增长仅有微弱的积极影响。另外，其β4的t统计量的P值为0.08，这意味着经济增长对科技支出的回归系数仅在10%的显著水平下显著，而在5%的显著水平下不显著。

对模型（11）进行估计的相关参数如表2所示：

表2模型（11）的相关参数估计结果

从表2可以发现，经济增长对教育支出的回归系数仅为0.01。这意味着教育支出对经济增长仅有微弱的积极影响。另外，其β4的t统计量的P值为0.11，这意味着经济增长对教育支出的回归系数在10%的显著水平下也不显著。

将表1和表2的估计结果进行对比，我们可以发现：中、西部19个省市的科技和教育支出都对国民产出有微弱的积极影响，但这种影响都不是很显著。另外相对于教育支出，科技支出对经济增长的作用更为明显，检验的显著水平相对更高。

3.科技与教育支出对资本和劳动的产出弹性的影响

为了分析科技支出对资本和劳动的产出弹性的影响，我们有意将模型（9）和（11）中的科技与教育支出项暂时忽略，从而得到：

gitβ1+β2kit+β3lit+νi+εit（12）

对模型（12）进行估计的相关参数如表3所示：

表3模型（12）的相关参数估计结果

将表3同表1相比，我们可以发现科技支出对资本和劳动产出弹性的影响。通过模型（9）我们估计出的资本和劳动的产出弹性分别为0.37与0.42。通过模型（12）我们估计出的资本和劳动的产出弹性分别为0.52与0.61。由此可见，科技支出对资本和劳动的产出弹性均有正的影响，影响幅度分别为0.15和0.19。

将表3同表2相比，我们可以发现教育支出对资本和劳动产出弹性的影响。通过模型（11）我们估计出的资本和劳动的产出弹性分别为0.32与0.28。通过模型（12）我们估计出的资本和劳动的产出弹性分别为0.52与0.61。由此可见，教育支出对资本和劳动的产出弹性均有正的影响，影响幅度分别为0.2和0.33，这高于科技支出对资本和劳动的产出弹性的影响。

五、结论及政策含义

本文基于柯布—道格拉斯生产函数建立了一个用于实证分析的计量模型，就我国中、西部省份的科教支出与经济增长关系进行实证分析。文章选取1996—2007年19个中、西部份省份科技和教育投入规模、资本和劳动增长率以及经济增长率的面板数据。通过Hausman检验，选择了随机效应模型进行参数估计。实证分析的结果显示：

第一，就科教支出与国民产出的关系看，经济增长对科技支出的回归系数仅为0.03，意味着科技支出对经济增长仅有微弱的积极影响。同时经济增长对教育支出的回归系数仅在10%的显著水平下显著，而在5%的显著水平下不显著。由此可见，中、西部19个省市的科技和教育支出都对国民产出有积极的影响，但这种影响很不显著。相对于教育支出，科技支出对经济增长的作用更为明显，实证检验的显著水平相对更高。

第二，就科教支出与要素投入的产出弹性看，科技支出对资本和劳动的产出弹性均有正的影响，影响幅度分别为0.15和0.19。教育支出对资本和劳动的产出弹性也都有正的影响，影响幅度分别为0.2和0.33，高于科技支出对资本和劳动的产出弹性的影响。

以上结论表明中、西部省份的科教支出对经济增长具有积极的作用，但是这种作用很不明显，科教支出的效率还有很大的提高空间。另外，长期来看，中、西部省份科教支出对生产要素投入具有不同的作用机制，教育支出对要素产出弹性的提高幅度更大。这些结论所蕴含的政策含义也是较为明显的，针对中、西部省份的政府相关部门，本文提出以下政策建议：

第一，继续加强对科技的财政投入。许多研究者已经发现，中、西部地区政府对科技投入的比重明显低于东部，这是中、西部地区在科技创新能力弱于东部的直接原因。因此，中、西部地方政府应不断加大这种投入，增强创新能力。考虑到短期内科技投入对产出的影响大于教育支出，因此我们也要合理平衡地方科技支出与教育支出，为了避免简单的单纯追求政绩，对科技的投入应保持在一个适度增长的规模内，不应一味强调超过实际能力的投入，以免造成不合理投入带来的其他问题。