影响生育率的原因合集12篇

时间：2024-01-29 17:32:42

影响生育率的原因

影响生育率的原因篇1

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(% of Variance)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(% of Variance)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.

影响生育率的原因篇2

0.前言

在迈入新世纪以后，我国的科学技术发展十分迅猛，尤其是我国的生物科技得到了广泛的推广与使用，从而加快了人类社会的发展。胚胎工程是指主要针对胚胎哺乳类动物的胚胎所进行的工程技术操作，之后再将胚胎继续发育，从而使人们获得所需的成体动物的一种全新技术。当前，胚胎工程在蓄牧种繁殖预遗传资源保护、利用方面得到了广泛推广和使用，并且在人类疾病真毒、药物研发等研究方面蕴含巨大应用价值，因此，受到人们高度的关注。

1.材料预方法

1.1实验所需的材料

实验所需的动物：清洁过的雌性预雄性小鼠，所选用的雌性小鼠年龄约在28—35日的日龄范围内，共约250只，而选用的雄性小鼠日龄在56天以上，共有32只。选用的实际预药品主要有，丙酮酸钠、青霉素钠、链霉素、探索氢钠、氯化镁、牛磺酸等。而所选用的仪器主要有倒置显微镜与实体显微镜，离心机、PH仪、显微图像管理系统等。小鼠胚胎培养液主要有三种，即HTF、CZB、KSOM溶液。在配制每一种溶液时都要进行过滤，以便除菌，并且还要放在4摄氏度的环境下进行保存。

1.2小鼠超数排卵

从中选用体重超过25g雌性小鼠，要在小鼠腹腔中注射PMSG20IU，待48小时之后再在腹腔中注射Hcg10IU。雄性小鼠要选用体重超过30g的，严格按照雌性鼠预雄性鼠比例为2：1的比例放在同一个笼中混合养殖，在第二天早晨要检查小鼠的阴道栓，将具有阴道栓的雌性小鼠在20—23小时范围内提取卵母细胞预卵丘细胞的复合体。

1.3采集小鼠的原核胚

在注射hCG后的22小时后，采用颈椎脱臼方法将小鼠处死，在用酒精消毒之后，剪开腹腔，在沿着小鼠卵巢端剪取输卵管，将输卵管放在生理盐水的35mm培养器皿中，然后将培养器皿放进实验室，将小鼠的输卵管放入到洗卵液培养器皿中浸泡一段时间。与此同时，要求实验人员在体视显微镜下准确找到输卵管膨大位置，再使用专门的注射器将其划破，然后轻轻挤压小鼠输卵管端部，从而大量溢出小鼠卵母细胞复合体。

1.4培养小鼠原核胚

首先，要制作一胚胎培养碟，然后将小鼠原核胚放入其中，并且在上部覆盖一层石蜡油，将其放置在碳培养箱中，调节至37度环境下预热四个小时。把细胞复合体取出放在500uLHTF溶液中，利用移液枪吹打几次，并将卵丘细胞原核胚抽取出。多次反复进行此操作，待卵细胞全部脱落后，再将其移动到胚胎培养碟中培养。在移入时标记为0小时，在24小时以后，便开始观察小鼠卵细胞的分裂情况，而在48小时之后便开始观察小鼠细胞分裂情况，在72小时后观察小鼠桑椹胚分裂，在96小时后观察小鼠囊胚分裂轻，而在120小时之后，便开始观察小鼠囊胚孵化情况。

1.5实验设计方案

实验1不同培养基培养小鼠原核胚体，将正常受精之后的小鼠原核胚分为3小组，并且分别放入到三种不同培养基中，即HTF、CZB、KSOM中，共培养约120小时。并且要不断观察小鼠原核胚发育状况，对三组胚胎发育率加以统计，此次实验要进行多次。

实验2置于不同浓度的EGF或者是bFGF的KSOM溶液培养小鼠原核胚体将受精后的正常原核胚分成7组，分别在含有EGF以及bFGF的KOSM溶液中培养120小时。并且要不断观察小鼠的原核胚发育状况，再将各组培养基中小鼠胚胎发育率加以统计。此实验重复进行几次。

实验3利用WOW法培养小鼠原核胚，在受精后的原核胚分成2组，利用WOW法以及成组培养法培养小鼠原核胚胎。在培养约120小时左右，观察其原核胚发育情况，统计各组胚胎发育率，此实验重复进行多次。

实验4将小鼠原核胚体放在不同培养气相中培养，将受精后的原核胚分成3组，分别放在不同的混合气体中培养约120小时。观察小鼠原核胚体发育状况，统计各组胚胎发育率。此实验重复进行多次。

2.结果分析

2.1三组溶液对小鼠原核胚体发育产生的影响

通过实验我们得出：在这三组溶液中，其卵裂率、囊胚率、囊胚细胞并没有较大差异。其中，在KOMS溶液中的卵裂率是最大的，而CZB溶液中囊胚率比其它两种溶液要高，然而，HTF囊胚细胞数是最多的。

2.2 KSOM中EGF或者bFGF含量不同对小鼠原核胚体发育产生的影响

在培养基中，加入不同溶度的EGF或者是BFGF，并不会对小鼠原核胚发育产生较大的影响。

2.3 WOW对小鼠原核胚体发生产生的影响

实验结果表明：从卵裂率方面来分析，WOW要高于对照组，但是，效果不是十分明显；从小鼠受精细胞的囊胚率、囊细胞数角度分析，利用WOW法分裂能力要明显高于对照组。因此，便得出培养小鼠原核胚应该最好利用WOW法，其培养效果较好。

2.4培育气相不同对小鼠原核胚胎发育产生的影响

通过实验证明，在氧气浓度为5%的KSOM培养液与在肺气组CZB溶液中的的培养效果最好。

3.讨论

3.1不同溶液对小鼠原核胚体发育影响

对于哺乳类动物胚体的发育来说，是受很多因素影响的，但是，最主要的影响因素是培养基。然而，当前，哺乳类动物胚体体外发育往往会选用集中溶液包含HTF、CZB、KSOM等。虽然其它类型的胚胎培养液也可以支持哺乳动物胚胎的体外发育。然而，在体外培育胚胎过程中，常表现出一定程度的发育阻滞。在通过大量实验证明，HTF培养效果最好。

3.2不同浓度EGF或者是BFGF对小鼠胚体发育带来的影响

通过实验证明，小鼠的早期胚胎在体外发育过程中，因小鼠胚体原性生长因素在胚体发育中有较强的分泌调控能力，能够快速使胚体发育至囊胚时期。然而，只依靠内源性生长因素，会导致胚胎发育非常缓慢，并且囊胚的发育率偏低，最终导致囊胚细胞较少。因此，胚胎发育需要来自怒踢生殖管道分泌的生长因子的共同参与。但是，如果不具有外源性生长因素，那么会严重阻碍小鼠胚胎发育。

3.3培养方法不同对小鼠胚体发育产生的影响

在体外培养胚胎时，采用微滴方式可以促进胚胎的发育，但是，在选用WOW法培养胚胎时，因胚胎间相互隔离，能够使胚胎分泌的因子不被稀释，通过自分泌的方式作用在胚胎上，与此同时，又可以阻碍有毒物质作用在胚胎上，阻碍其发育率。

3.4培养气相不同对小鼠胚体发育产生的影响

通过上述实验证明，在氧气浓度为5%的条件下，KOSM培养溶液效果要高度其它几组，但是，其它两组培养效果没有较大差异。虽然小鼠胚体能够在高浓度的氧气环境中生长预发育，然而，在低浓度氧气环境下，能够提高胚胎的存活率，更会促进胚胎的发育。

【参考文献】

[1]刘洋，马兰，周红林.胰岛素对不同时期ICR小鼠胚胎体外发育的影响[J].昆明医学院学报，2009（11）.

影响生育率的原因篇3

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

GHEP

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

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

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

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

结论

SS不是Y1的格兰杰原因

0.01579

0.98457

接受

Y1不是SS的格兰杰原因

67.1668

0.08596

拒绝

GHEP不是Y1的格兰杰原因

4.53328

0.1003

拒绝

GHEP

Y1不是GHEP的格兰杰原因

0.03207

0.86658

接受

RD不是Y1的格兰杰原因

0.54146

0.50265

接受

Y1不是RD的格兰杰原因

0.42696

0.54914

接受

R不是Y1的格兰杰原因

1.49549

0.28849

拒绝

Y1不是R的格兰杰原因

0.17164

0.69991

接受

DR不是Y1的格兰杰原因

0.06458

0.81192

接受

Y1不是DR的格兰杰原因

0.01062

0.92288

接受

UR不是Y1的格兰杰原因

0.92002

0.59339

接受

Y1不是UR的格兰杰原因

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

-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

-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

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

-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

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

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

-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

-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

影响生育率的原因篇4

1前言

1.1研究背景

图12006年1月-2009年6月GDP走势图

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）

2.2受教育水平——普通高等教育人口比重（Generalhighereducationpopulation，GHEP）

2.3技术进步（Researchanddepartment，RD）

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）

2.6城市化水平——城市化率（UrbanizationRate，UR）

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）

从消费结构来说：

4中国居民消费结构影响因素的实证分析

4.1单位根检验

表2消费结构影响因素单位：%

年份

GHEP

2000

1.53

1.02

1.00

2.25

29.9

2001

1.81

1.12

1.07

3.06

30.0

2002

2.19

1.27

1.23

3.47

41.7

2003

1.96

1.51

1.13

2.52

40.5

2004

1.95

4.14

1.23

2.25

38.6

2005

2.02

4.53

1.34

2.25

40.1

2006

2.06

4.95

1.42

1.98

38.3

2007

2.18

5.45

1.49

1.98

37.4

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

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

4.2因果检验与相关系数分析

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

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

结论

SS不是Y1的格兰杰原因

0.01579

0.98457

接受

Y1不是SS的格兰杰原因

67.1668

0.08596

拒绝

GHEP不是Y1的格兰杰原因

4.53328

0.1003

拒绝

GHEP

Y1不是GHEP的格兰杰原因

0.03207

0.86658

接受

RD不是Y1的格兰杰原因

0.54146

0.50265

接受

Y1不是RD的格兰杰原因

0.42696

0.54914

接受

R不是Y1的格兰杰原因

1.49549

0.28849

拒绝

Y1不是R的格兰杰原因

0.17164

0.69991

接受

DR不是Y1的格兰杰原因

0.06458

0.81192

接受

Y1不是DR的格兰杰原因

0.01062

0.92288

接受

UR不是Y1的格兰杰原因

0.92002

0.59339

接受

Y1不是UR的格兰杰原因

0.04539

0.95748

接受

表6:食品结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

-0.4118

0.2729

4.2.2衣着结构变量影响因素

表7:衣着结构变量影响因素的相关系数

相关系数

-0.7059

4.2.3居住结构变量影响因素

表8:居住结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

0.6533

0.7244

0.6907

4.2.4家庭设备与用品结构变量影响因素

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

-0.6462

-0.5628

4.2.5医疗保健结构变量影响因素

表10:医疗保健结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

0.6515

0.6639

4.2.6交通与通讯结构变量影响因素

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

0.5841

-0.5022

4.2.7文教娱乐结构变量影响因素

表12:文教娱乐结构变量影响因素的相关系数

相关系数

GHEP

-0.5264

-0.5483

0.5009

-0.4149

4.2.8杂项开支结构变量影响因素

表13:杂项开支结构变量影响因素的相关系数

相关系数

-0.9049

4.3小结

（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

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

影响生育率的原因篇5

目前精液常规检查在不育症的诊断中应用较广泛，精液常规分析是评价男性生育能力的主要方法，对精子活动力，存活率等参数进行综合分析，可为不育症的诊断及疗效观察提供依据。

1 资料与方法

1.1 临床资料健康男性青年28例，年龄(30～38)岁，曾居住海拔3600米以上西藏拉萨、昌都等地区3～14年(已返回平原地区1～2周)，所有检查对象均为汉族，结婚三年以上性生活正常，并排除女方生殖系统疾患。

1.2 标本采集及处理所有受检者要求禁欲3～5天，手淫法采集全部精液于干燥洁净容器中立即送检置37℃温箱孵育液化30分钟，液化后进行精液常规检验分析。

1.3 方法严格按照精液常规操作方法进行检测分析。

1.4 精液质量分析标准（1）精液量：2～5ml；（2）精子计数： 90～150×109/L；（3）精子活动力：具有向前运动的精子(a级+b级)×大于50%或a级大于25%；(4)pH值：7.2～7.8；（5）精子存活率大于或等于75%；（6）精液白细胞计数

2 结果

2.1 28例移居高原地区健康男性青年精液检测结果见表1。

表1 移居高原地区的健康男性青年精液检测结果（略）

3 讨论

精液检测是评价男性生育能力的重要指标。我们检测的28例在高原低氧环境下男性青年不育中，其中精液液化不良占46.4%、白细胞精液占25.0%、精液量异常占17.9%、精子计数少占10.7%、精子活动力异常及存活率低分别占14.3%和17.9%。从结果看精液液化不良远高于其他各项指标的异常，精液的液化有多种酶参与，精液的液化作用依靠前列腺分泌的液化因子，即纤维酶原活化因子，当前列腺感染或病变、精囊腺及尿道球腺病变时分泌这种活化因子会减少，导致蛋白水解酶缺乏或破坏，使精液不液化或液化不良。在高原低氧环境下，可能会引起营养物质大量消耗，维生素C，维生素E，微量元素锌，铁等营养素会降低，影响睾丸发育不良，还可影响精子一系列酶的活性，从而使精液不液化或液化不良，这些影响因素也可导致精子的数量减少，当然，精子计数少由各种原因造成的，如精素静脉曲张、内分泌功能紊乱、生殖道感染、微量元素缺乏、精子免疫等。精液量异常见于精囊腺和前列腺的病变，内分泌因素也可影响。白细胞精液提示有生殖道感染可能，如细菌、衣原体、支原体等感染，应进行细菌学检验和鉴定。引起精子活力异常及存活率主要是内分泌因素，精索静脉曲张，静脉血回流不畅，睾丸组织缺氧等，这与高原低氧环境是有关系的，精子运动需要消耗作为能源的三磷酸腺苷(ATP)，而ATP的合成需要氧，海拔3600米以上，空气中氧含量降低［1］，血氧饱和度下降，必然导致ATP合成减少，从而使精子的运动能力下降，精子的存活率降低。过度饮酒、吸烟、某些药物、慢性疾病、身体虚弱等都会影响精子的活动力。

影响生育率的原因篇6

1 UU感染对男性生育功能的影响

1.1 干扰精子运动精子运动是精子的一项重要功能，是衡量精子能否受孕的重要指标。张宇红等[2]采用计算机辅助精液分析(CASA)研究UU感染对精子各项参数的影响，发现UU感染后精子的活率，A、B、C、D级精子的百分率和密度均有非常显著性差异;代表精子运动参数的VCL、VSL、VAP、BCR均有非常显著性差异，ALH、WOB、LIN、STR也均有显著性差异，认为UU感染不仅明显降低精子活率(力)、精子运动速度，并改变精子运动方式。郭建华[3]等对303例不育症患者，采用CASA行精液常规分析，结果UU阳性组精子活率(力)均较UU阴性组下降，而经敏感抗生素治疗后，UU阳性组精子活率(力)显著改善。

UU感染导致精子活动力下降的原因可能有以下几个方面：①UU对精子头部及尾部的直接黏附影响精子运动。电镜下观察发现，UU感染后，精子头部有块状附着物，尾部折角卷曲，精子变得臃肿、形态异常，有时精子发生凝集现象，成活率降低，活力下降[4]。②UU感染产生的AsAb影响精子活力，当AsAb结合于精子尾部时，会干扰精子的运行[5]。③UU与精子竞争线粒体能量产生，导致精子活率/活力下降[6]。④UU感染引起精浆微量元素的改变，特别是精浆Zn和Se含量明显降低，而Cd(镉)含量明显升高，从而导致精子活力下降[7]。

1.2 对精子形态的影响 UU感染使精子畸形率增加，从而影响男性生育。李岷等[8]报道，UU感染者的精子总畸形率显著高于UU 阴性患者(P=0.034)。史海军等[9]对357例男性不育症患者(不育症组)与48例有正常生育能力的男性(正常对照组)的精液质量及UU感染状况进行对照分析。结果不育组UU感染率为31.9%，高于对照组(P

1.3 UU感染对精浆的影响 ①UU感染对精液液化的影响。张树宏等[11]观察了300例男性不育患者，发现精液不液化组的UU感染率显著高于精液液化正常组(P

1.4 UU感染对精卵结合的影响 ①UU感染对精子膜完整性的影响。徐志喜等[13]采用精子膜功能检测试剂盒对男性不育者160例进行精子膜功能完整性检测，发现UU阳性组B～E型肿胀精子及E型肿胀精子分别为0.4 和0.11，阴性组B～E型肿胀精子及E型肿胀精子分别为0.68和0.17，差异均有非常显著性意义(P

1.5 UU感染与抗精子抗体(AsAb)的关系 AsAb是男性体内一种自身免疫性抗体，主要通过影响精子生成，降低活动力，影响精子与卵细胞融合等几个方面影响男子的生育能力。UU感染可引起生殖道炎症，破坏血睾屏障，导致 AsAb的产生。镇万华等[16]采用ELISA法测定血清抗精子抗体(ASAB)浓度;分离培养法和免疫层析法检测UU和CT。结果86例患者中AsAb阳性组中UU阳性率51.5%(17/33)，阴性组中UU阳性率22.6%(12/53)。两组比较差异有统计学意义(P

1.6 UU感染对睾丸生精细胞的影响有学者报道[18]，UU感染后，精原细胞凋亡率明显高于阴性对照组，认为这可能是UU导致男性不育的机制之一。UU感染后刺激了睾丸生精细胞、巨噬细胞产生TNFα，而TNFα已被证实是启动细胞凋亡的重要细胞因子，这可能是UU感染引起生精细胞凋亡增多的原因。另外，过氧化反应中产生的H2O2可诱导生精细胞凋亡。所以在对UU感染患者抗感染治疗的同时，辅以清除氧自由基和减少TNFα分泌的药物，可能对生精功能的恢复具有更好的效果。

2 UU感染导致男性不育的治疗

2.1 西药治疗 UU缺乏细胞壁，影响细胞壁合成的抗生素如青霉素等对其不敏感，而抑制或影响蛋白质合成的抗生素如红霉素、四环素、强力霉素等对其比较敏感。但长期使用抗生素极易产生耐药菌株，甚至会导致菌群失调。

2.2 中医药治疗近年来，随着中药药理实验的不断开展，发现越来越多的中药具有体外抗UU的作用，同时在临床研究上不断得到验证，从而开创了很多专方专药。

2.2.1 中药对UU的体外药物敏感性研究刘忠义等[19]采用微量稀释法测定了156种中草药对14株国际标准株(每型各1株)的体外抑制效应，显示对黄柏、白芷、地肤子和大黄有较高的敏感性。董海艳等[20]采用琼脂稀释法测定野菊花、白花蛇舌草、车前草对71株解脲支原体的最低抑菌浓度(MIC)。结果野菊花、白花蛇舌草对UU具有明显的抑制作用，MIC均为125mg/ml。罗晶等[21]采用液体培养基稀释法，测定黄芩苷对解脲支原体体外抑菌效应。黄芩苷对UU的最低抑菌浓度(MIC)为1.87～4.32 mg/mL。提示黄芩苷对UU有明显抑制作用。吴庆四等[22]研究发现，黄柏、诃子、栀子、赤芍等具有较强的抑制UU临床分离株的作用，传统中药八正散及五淋散对UU也有一定的抑制作用。

2.2.2 专方研究董文毅等[23]采用清毒衍宗散治疗UU感染男性不育症38例，总有效率为76.32%，明显高于对照组(清淋冲剂)的43.33%(P0.05)。认为该方能改善精液各参数，促进精子发生与成熟;明显提高精子成活率和活动力，降低精子畸形率。戚广崇等[25]将 85只纯种SD大鼠随机分为阴性对照组、阳性对照组、清精冲剂治疗组、红霉素对照组。清精冲剂治疗组和红霉素对照组的UU培养阴性器官数分别为 81.7%、70.6% ，两组比较无显著性差异(P>0 .0 5)。提示清精冲剂可以替代红霉素治疗UU感染。黄清春等[26]采用中西医结合方法治疗，两组均服用阿奇霉素片，治疗组加服自拟清精汤，结果两组痊愈率比较，差异有统计学意义(P

以上研究结果提示，中药治疗UU感染不育症的优势在于：①安全有效。中药不仅与西药一样能达到清除UU的目的，而且不良反应少，尤其是不易产生药耐菌株。②结合中药的益气活血补肾等作用，有效调节生殖腺激素的分泌、代谢水平，促进精子的发生和成熟，提高精子活力(率)，减少畸形率。③通过增强局部免疫，抑制AsAb的发生，减少AsAb对精子的损伤。

3 展望

UU感染与男性不育症的关系，几十年来一直受到生殖医学领域基础与临床工作者的密切关注，从电镜下细胞形态观察、计算机辅助的精液各项参数分析、精浆生化、精卵结合、体液免疫、细胞凋亡等方面的研究，到临床治疗的验证，充分说明了UU感染是男性不育症的重要病因之一。

目前需要解决的问题有：①提高检验的准确性。目前临床采用最多的是试剂盒培养法检测UU。UU培养基中含有尿素和酚红指示剂，由于UU含有脲酶，可分解尿素，产生NH+4和CO2，使培养液pH值升高，从而使培养液由淡黄色变为桃红或紫红色。但由于泌尿生殖道其他微生物(如变形杆菌、衣原体等)也含有脲酶，因此使用本方法难免存在假阳性。这可能是目前UU阳性率居高不下的原因之一。对于临床无症状的UU阳性者，应予慎重对待。②加快研制治疗UU的有效中药制剂。目前，真正单一采用中药治疗UU的情况还是比较少见，大多采用西药敏感的抗生素，或结合中药治疗，除少数因不能耐受西药副作用，不得已采用中药治疗者。但随着西药耐药谱的增加，目前甚至已发现出现全面耐药者，加快中药研究迫在眉睫。值得注意的是，一些益气补肾之类的中药本身具有改善精子质量的作用，但是否真正通过中药清除UU发挥作用尚有待于进一步严密的观察。

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21罗晶，顾红缨.黄芩甙体外抗解脲支原体作用.微生物学杂志，2006，26(5):9697

22吴庆四，朱长太，徐东芳，等.中药对解脲支原体临床分离株的体外抑制试验研究.安徽医药，2006，(5):34

23 董文毅，金冶，李湛民.清毒衍宗散治疗解脲支原体性男性不育症38例临床观察.中医杂志，2007，48(6):518520

影响生育率的原因篇7

不孕不育是指夫妻双方一年内未采取任何避孕措施，性生活正常但未成功妊娠，分为原发不孕和继发不孕，原发不孕为从未受孕，继发不孕为曾经怀孕后不孕。不孕不育是临床常见的问题，至少会影响15%的育龄夫妇，尤其是女性不孕不育患者，不仅身体健康会受到影响，其家庭也会受到严重的伤害。本研究则主要是对不孕不育的病因和相关危险因素进行分析，从而为临床不孕不育的预防和治疗提供参考，现将具体结果报道如下。

1资料与方法

1.1一般资料选择2014年3月～2015年4月在我院接受治疗的224例女性不孕不育症患者作为研究对象，年龄22～35岁，平均（29.3±6.1）岁，病程1.8～10.3年，平均（2.6±1.2）年。原发病不孕症患者107例（47.8%），继发性不孕症患者117例（52.2%）。所有患者经过诊断均为不孕症患者：1年性生活正常且未采取任何避孕措施妊未受孕。之前无妊娠史为原发病不孕症；之前成功妊娠后受孕失败为继发性不孕症。排除标准：排除因为夫妻另一方原因导致的不孕不育症患者。

1.2方法调查所有患者的病史、妊娠史、月经情况、手术史、等资料；所有患者接受妇科检查、免疫学检查、阴道超声检查、宫腔镜检查、后试验（PCT）、生殖道感染检查、子宫输卵管通液检查；进行内分泌检查确定孕激素、雌激素、黄体生成素、泌乳素、卵泡刺激素等激素水平；使用焦虑自评量表了解患者的心理状态。分析所有患者不孕不育的病因并明确相关危险因素。

2结果

2.1不孕妇女年龄和不孕年限分布情况见表1。

根据表1可知，年龄在29～31岁的女性不孕不育发生率最高，占34.8%；年龄25～29岁的女性不孕不育发生率最低，占11.6%。不孕年限在1～3年的女性不孕不育发生率最高，占44.2%；不孕年限在8～11年的女性不孕不育发生率最低，占8.0，即不孕时间越长，所占的比例越低。

2.2病史与性生活史 12例患者有过全身性疾病史，占5.4%；22例患者有盆腔炎疾病是，占9.8%；5例患者有性病史，占2.2%；26例患者有烟酒嗜好，占11.6%。每周同房0～1次者23例，占10.3%；2～3次者134例，占59.8%；4～5次者45例，占20.1%；6～8例者20例，占8.9%；8次以上者2例，占0.9%。

2.3月经史与妊娠史所有患者中，66例患者月经异常，占29.5%，主要异常情况包括月经周期过长（>35d）者46例，占所有患者比率为20.5%；原发性闭经者20例，占9.0%。继发性不孕不育患者116例，占51.8%，其中妊娠次数1次者61例，占继发性不孕不育症患者比率为52.6%；2次者44例，占37.9%；2次以上者11例，占9.5%。

2.4病因确诊结果见表2。

根据表2可知，原发性不孕不育症患者的主要病因为内分泌失调，占41.7%（45/108）；继发性不孕不育症患者的主要病因为输卵管方面，占44.0%（51/116）。综合来看，女性不孕不育症的主要病因为输卵管和内分泌两个方面。

3讨论

女性不孕不育症是危害人类生殖健康的重要原因，不仅会严重损害患者的身心健康，还会给患者家庭造成负面影响，破坏家庭的和谐和幸福，甚至导致家庭破裂[1，2]。当前，不孕不育症已经成为全球的社会性问题，因此需要积极寻找有效的预防和控制措施。受孕是一较为复杂的生理过程，在性生活正常以及女性生殖系统健康的前提下，女性卵泡规律性排卵，进入阴道后和卵子在输卵管壶腹部相遇，的头部和卵子表现相互接触，开始受精过程，受精卵形成后进行有丝分裂，同时平滑肌蠕动和输卵管纤毛运动推动其进入宫腔，进行着床和发育。整个受孕过程中任意一个环节出现问题都会导致不孕发生[3，4]。本研究结果显示，，原发性不孕不育症患者的主要病因为内分泌失调，占41.7%（45/108）；继发性不孕不育症患者的主要病因为输卵管方面，占44.0%（51/116）。综合来看，女性不孕不育症的主要病因为输卵管和内分泌两个方面。导致输卵管不通的原因包括盆腔慢性炎症和周围瘢痕组织牵拉导输卵管僵硬、粘连或闭塞，从而引起不孕症。内分泌失调也会对女性的雌激素、孕激素、卵泡刺激素、泌乳素等的分泌产生影响，从而不利于受孕[5]。

本研究结果显示，女性不孕不育症的危险因素包括年龄、月经异常、性生活频率过高以及生殖健康知识的缺乏。随着女性年龄的整增长，机体生育功能会逐渐减弱，有部分女性因为不想过早怀孕生子，导致错过最佳生育年龄，从而出现不孕不育的问题。内分泌问题的外在表现为月经异常，正常的月经周期为21～35d，持续时间为2～6d，月经周期越长会导致受孕的几率越低。此外，女性缺乏生殖健康知识也是重要的导致不孕不育的危险因素，随着社会的发展，人们的性观念产生了变化，婚前成为较为普遍的现象，但因为缺乏生殖健康知识以及自我保护意识不强，导致意外怀孕的几率不断增加，但流产、刮宫等都会对女性再次受孕产生负面影响，因此继发性不孕不育症患者的数量明显增加，本研究中继发性不孕不育症患者的数量高于原发性不孕不孕症患者[6]。性生活频率过低毋庸置疑会导致难易受孕，但平率过高会容易导致各种妇科疾病，影响女性生殖健康，从而影响受孕。

综上所述，不孕不育是女性临床常见疾病，不仅会影响患者的身体健康，还会给家庭带来严重伤害，其病因种类繁多，造成不孕不育的因素主要是妇科病症。不孕不育病因的相关危险因素的明确可帮助临床预防和治疗活动提供参考，从而降低发病率。

参考文献：

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影响生育率的原因篇8

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。

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影响生育率的原因篇9

中图分类号：G807.4文献标识码：A文章编号：1007-3612（2011）07-0106-05

Research on Characteristics of Physical Exercise and Leisure Activities of College Students

WANG Sheng-chao

（Communication University of China, Beijing 100024, China）

Abstract:A survey on the current situation of college students’ physical exercise and leisure activities was made by the questionnaire and mathematic statistic method, in order to study the characteristics of college students’ physical exercise and leisure activities. The main conclusions are as follows. The purposes of participating in physical exercise are distinct and multiple. Most studentsare lack of physical exercise in daily life. Students have plenty of spare timebut make less good use of it. The proportion of physical exercise in leisure activities is low. Study is the major objective factor that affecting physical exercise and leisure activities.

Key words: physical exercise; leisure activities; college students; characteristic; factors

投稿日期：2010-12-30

作者简介：王胜超，副教授，研究方向体育教学与训练。

自2009年10月至11月对我国部分普通高校在校大学生进行了健康与体育锻炼情况的专题调查，目的是掌握当代大学生健康与体育锻炼状况，以及进行体育锻炼和休闲活动的特征。旨在通过本次调查全面地了解当代大学生的体质健康、体育锻炼行为和余暇时间休闲活动的情况，获得客观准确的第一手资料，为在我校更好的实施《国家学生体质健康标准》，促进我校有针对性地深入开展“阳光体育”运动，进一步增进学生健康水平提供科学的指导和可靠的参考信息。

1 研究对象与方法

1.1 研究对象本次调查按照简单随机抽样的原则选取北京（中国传媒大学、中国石油大学）、陕西（西安工程大学）山东（山东大学）、辽宁（沈阳建筑大学）、吉林（东北师范大学）武汉（中国地质大学）、广东（广州大学）、河南（河南工业大学、河南财经政法大学）、湖南（湖南大学）、黑龙江（哈尔滨理工大学）四川（西南政法大学）、江苏（苏州大学）、福建（集美大学）等13个省市的15所大学2006级至2009级在校本科生528人。其中，按性别分类，男生占31.2%，女生占68.8%；按年级分类，2006级人数占18.9%，2007级人数占24.8%，2008人数级占28.5%，2009级人数占27.8%；按专业分类，文科专业人数占38.6%，理工科专业人数占40.2%，艺术类专业人数占22.2%（表1）。

表1 研究对象的性别、所在年级及所学专业构成

人数/人165363528100131150147528204212112528比例/%31.268.810018.924.828.527.810038.640.222.21001.2 研究方法

1.2.1 问卷调查法发出问卷600份，回收问卷550份，问卷回收率91.67%；在收回的550份问卷之中，有效问卷528份，回收有效率96%。

问卷是在借鉴前人研究结果和结构式访谈的基础上，经过试调查后设计而成的，问卷中的分量表及总量表经过SPSS信度分析后，信度值科隆巴赫（Cronbach） a系数均在0.80以上，符合问卷设计的要求。本研究中通过对15位专家的咨询，对问卷的内容和结构效度进行检验，并采用内容效度比指标进行衡量。CVR的计算公式是：CVR（ne-）/其中，ne为持肯定评判意见的人数，N 为评判者总人数。经过咨询，问卷的内容结构评价CVR0.8，结构设计评价CVR0.72。而一般认为CVR在0.7以上就属于高效度，可见指标体系内容和结构效度较好。

1.2.2 数理统计法对调查数据采用交互分析方法进行统计分析，对统计结果进行的独立性检验采用卡方检验与列联系数检验及定序回归。全部数据的统计由SPSS统计软件包完成。

1.2.3 献资料法收集、查阅国内外有关大学生体育锻炼与体质健康方面的文献资料进行分析研究。

2 结果与分析

2.1 大学生参与体育锻炼的行为特征分析

2.1.1 大学生参加体育锻炼的目的本次调查结果显示当代大学生参加体育锻炼的目的明确，以增强体质为首要目的，同时其目的指向呈现多元化的特征，分别指向消遣娱乐、减肥健美、社交和治疗疾病等多种目的，具体统计数据见表2。

表2 大学生参与体育锻炼需求

差异程度检验：*为差异显著，**为差异非常显著，/为没有差异。

以增强体质作为体育锻炼的首选目的，一方面反映出大学生对体育锻炼重要意义和作用的认识是清楚一致的，另一方面是学校体育教育本质功能的体现，显示出大学生参加体育锻炼的目的与学校体育教育的目的是趋于一致的。消遣娱乐排在体育锻炼目的的第二位，显示出对体育本质属性的一种认同与回归。参加体育锻炼的目的在不同性别、专业、年级的组别之间既有一致又有差异，以增强体质、消遣娱乐、社交、参加比赛、治疗疾病作为目的而参加体育锻炼人数的百分比均没有显著差异，说明在不同组别之中对这几项目的认同率趋于一致。在男女组之间比较，以减肥健美为体育锻炼目的者，其中女生为60.6%，男生为20.7%，女生高于男生39.9个百分点，出现非常显著的差异（P

2.1.2 大学生参加体育锻炼的次数和时间特征通过对每周参加体育锻炼次数和每次进行体育锻炼时间的调查结果统计发现，每周参加3次以上体育锻炼的人数占总人数的29.9%，每次进行体育锻炼30 min以上的人数占总人数的61.6%（表3，表4）。而偶尔参加体育锻炼和完全不参加体育锻炼的二者之和达到34.3%；甚至超过了每周参加3次以上体育锻炼的比例，这组数据客观地反映出在校大学生群体中有1/3的人在日常生活中比较缺乏体育锻炼或完全停止了体育锻炼，有70%的调查对象每周参加体育锻炼的天数少于3 d，有近40%的调查对象每次锻炼少于30 min，这与阳光体育所要求的“85%以上的学生每天锻炼一小时”的目标相距甚远，也必然影响我国大学生体质健康整体水平。

表3 大学生每周参加体育锻炼次数统计

表4 大学生每次进行体育锻炼时间统计

2.1.3 大学生选择体育锻炼的场所大学生参与体育运动的首选场所是校内的运动场，以高达78.8%比例排在第一位，比排在第二位的宿舍（或家中）39.7%比例高出近1倍（表5）。这也是实际的反映，学校运动场理应成为大学生的首选，选择宿舍（或家中）进行体育运动的大学生中，女生和一年级大学生所占比例较高，女生为50.9%，一年级的大学生为51.2%，（二年级只有22.6%的大学生选择此项），在不同性别和年级组别中存在非常显著的差异，这与一年级刚入校需要适应环境和女生比较羞涩有关。免费运动场馆、空地、收费运动场馆进行体育运动分列第3、4、5位，其比例在15%～34%之间，相对女生而言，男生对于免费运动场馆和收费运动场馆这两个运动场所喜爱程度较高，特别是收费的运动场馆，在性别组差异性检验中达到非常显著的差异。这也客观的反映出男生对于体育锻炼的热情更高，对于体育的投资力度要比女生更大。其他体育锻炼场所的选择所占比例不足10%。

表5 大学生进行体育锻炼的主要场所

2.1.4 大学生参加体育锻炼的内容和项目特征本次调查结果显示，各种球类运动以78.8%的比例成为大学生最喜欢的体育运动项目，排在大学生参与体育运动内容的第一位（表6）。排在第二位是跑步，为38.1%。在不同性别、年级和专业组别中大学生对这两项内容的认知情况相同，未见显著性差异。长走、健身操与舞蹈分列于第三位和第五位，这两个项目可算是女生的最爱，其喜爱程度大大超过男生，在性别组差异性检验中存在非常显著性差异。游泳、登山和武术与气功虽然也是大学生参与体育运动的项目，但受消费水平和项目本身普及度的影响其比例和排位顺序偏低。

2.1.5 大学生参加体育锻炼的活动方式本次调查结果显示大学生更喜欢选择与同学一起参加体育锻炼，在所有选项中占总比例的83.8%，排在第一位（表7）。个人单独锻炼的占总比例的38.4%，排在第二位。有11.6%的比例选择与家人一起的方式进行体育锻炼，还有11.1% 的比例选择在专业教练指导下锻炼，有8.8%的比例选择在体育俱乐部的方式进行体育锻炼。在性别、年级、专业各组别进行比较，无显著性差异。这种锻炼方式的多种选择反映出被调查者把体育锻炼活动看作是集健身、休闲、娱乐和社交于一体综合行为，而不仅仅是局限于个人的健身行为。

表6 大学生参加体育锻炼内容统计

表7 参加体育锻炼的方式

2.1.6 大学生体育消费情况对平均每月用于体育器材、体育服装和体育锻炼等方面消费情况的调查结果显示，每月消费50元以上者占9.8%，每月消费20～50元之间者占31.3%，每月消费20元以下者24.3%。从这组数据反映出，参加体育锻炼已经不再被看作可有可无的事情，投资健康的观念正在被越来越多的大学生所接受，并逐步成为社会共识。本次调查结果还显示，有34.5%的人基本没有体育消费，这可能与中国人勤俭节约的生活习惯以及家庭生活条件有一定的关系。

2.2 影响大学生参加体育锻炼的因素分析将上述因素以外在客观因素与内在主观因素来区分影响大学生参加体育锻炼因素，外在客观因素表示不受自身控制，内在主观因素则为自身主观因素。那么外在客观因素中学习忙没有时间占第一位，在内在主观因素中惰性大不愿意参加占第一位，相比之下客观因素的影响大于主观因素的影响。对于前两项的认知在性别、年级、专业不同组别中无显著性差异。但场地因素对女生的影响要比对男生的影响程度大，对女生的影响程度高出男生14.9%，在卡方检验中具有显著的差异（表8）。

表8 影响大学生参加体育锻炼的因素

缺乏技术指导、没有兴趣、缺乏技术指导是影响大学生参加体育锻炼的三个比较重要的因素，其影响程度的比例在10～20%之间。其中缺乏技术指导在不同性别和年级之间的差异性检验中具有非常显著和显著的差异，在受到这一原因的影响程度中，女生大于男生，一年级的学生大于二年级的学生。担心他人讥笑、身体弱不宜参加和没有锻炼的必要是三个比较次要的因素，其影响程度的比例在10%以下，影响程度较低。

上文已经对影响大学生参加体育锻炼的因素进行了分析。本节对上述因素对影响大学生参加体育锻炼的行为发生频率进行分析，探索哪些因素对锻炼行为的影响最大。剔除不显著的因素，保留显著性因素使用spss软件对上文中的显著的自变量做定序回归（ordinal regression）将大学生每周参加体育运动次数作为因变量，并对因变量进行整合，将因变量调整为4级选项（每天、经常、偶尔、从不）以更有利于辨别哪类自变量显著［自变量为体育消费情况、活动内容、活动场所等（仅选自变量选项前三的答案进入模型）］。从表9来看模型拟合表来看，p值显著拒绝零假设，说明纳入方程的自变量可以很好的预测因变量，模型具有统计学意义。

表9 全模型拟合

Link function: Logit.

P值分别为1和0.1807均大于0.05，说明模型拟合良好。表11的参数估计及相应的检验结果显示，在显著水平5%以下，对大学生体育行为产生显著影响的有4个解释变量，详细结果见表8。

表10 模型拟合优度

1）体育活动目的的偏回归系数β1＜0（当X10时，β1-1.086；当X11时，β1-0.416；当X12时，β1已被模型设定为0）表明大学生体育锻炼的频率与体育锻炼目的属于较高级别的概率，简言之增强体质比减肥健美有更高的体育锻炼频率；消遣娱乐比减肥健美会导致更高的体育锻炼频率。可见，从体育锻炼的目的来看，大学生将增强体质作为体育锻炼的目的对体育锻炼的频率的影响更大。

2）体育活动内容的偏回归系数β2＜0（当X20时，β2-0.536；当X21时，β2-0.313；当X22时，β2已被模型设定为0）表明大学生体育锻炼的频率与体育锻炼内容属于较高级别的概率，球类运动比长走会导致更高的体育锻炼频率，跑步比长走也会导致更高的体育锻炼频率。

3）体育锻炼方式的偏回归系数β3＜0（当X30时，β3-0.143；当X31时，β3-0.048；当X32时，β3已被模型设定为0）表明大学生体育锻炼的频率与体育锻炼方式属于较高级别的概率，在学校锻炼比与家人锻炼会产生更高的体育锻炼频率，单个人锻炼比与家人一起锻炼会产生更高的体育锻炼频率。

4）体育锻炼场所的偏回归系数β4＜0（当X40时，β4-0.972；当X41时，β4-0.337；X42时，β4已被模型设定为0）表明大学生体育锻炼频率与体育锻炼场所属于较高级别的概率。表明在校内相对于在免费场地更能提高体育锻炼频率，在宿舍内相对于在免费场地更能提高体育锻炼频率。

5）体育锻炼影响因素的偏回归系数β5＜0（当X50时，β5-0.003；当X51时，β5-0.031；当X52时，β5已被模型设定为0）表明大学生体育锻炼频率与体育锻炼因素属于较高级别的概率。表明惰性相对于场地因素对体育锻炼频率的干扰更大，学习忙相对于场地因素对体育锻炼的频率的影响比较大。

表11 模型回归系数估计

Link function: Logit.

3 大学生余暇时间和休闲活动方式的特征与分析

3.1 余暇时间休闲活动的方式和内容目前普通大学生在余暇时间经常进行的主要休闲活动方式和内容的详细调查结果，见表12和表13。在休闲活动方式的选择中，与朋友同学相聚是首选，其次是个人独处，进行体育锻炼排在第3位；在休闲活动内容的选择中，看电影、电视的比例最高，其次是阅读书报和电脑上网，进行体育锻炼排在第7位，其位置和所占的比例都是比较低的。在年级、性别、专业不同的组别进行的差异性检验中，在年级和性别组中显现出非常显著性差异，女生非常显著性的低于男生，二者相差19.8个百分点，客观地反映出，男生相对于女生更热衷于体育锻炼，在未来开展阳光体育活动中男生起着排头兵的作用，而提高女生的体育锻炼热情是一个重点工作。

从上述调查结果可以看出，目前大学生的余暇时间主要是用来休息娱乐和学习，但内容相对比较简单，多以静态活动为主，其所带来的直接副作用是造成大部分学生缺乏运动，易导致一些“亚健康现象出现。令人担忧的是大学生参加体育活动的比例较少，特别是女生，显示了大学生参加体育活动的积极性不高，其健康意识和参加体育锻炼的习惯还没有养成。体育锻炼作为一种健康休闲内容和休闲方式其价值还未能被大学生完全认识到，客观地反映出学校体育教育对体育深层文化教育的触动不大，无论是教育者还是受教育者都对体育价值观的认知不够深刻，从而导致我们往往把体育教育的目标任务限于身体素质的发展和技能技术的传授，割裂了与高校整体教育的本质联系。对大学生情感、意志、价值观等因素的提高重视不够，忽视了大学生个性和能力的培养。在教学上还不能满足大学生身心发展特点和需求，对体育锻炼基本知识、健康知识、休闲指导及生活准备等内容要素的教育还较为匮乏。

表12 大学生度过余暇时间的方式

表13 大学生余暇时间的活动内容

3.2 影响余暇时间和休闲活动的因素针对大学生在日常生活中体育锻炼比较缺乏这一状况做出的进一步调查结果显示，在影响大学生参加体育锻炼的多种因素中，学习忙没有时间为第一位，占69.7%。前文3.1.7已经叙述，此处不再赘述。个人日常生活中不利于健康因素普遍存在，针对此问题做出的调查显示（表14）。缺乏充足的睡眠和休息，生活无规律，缺乏体育锻炼是排在前三位的三大主要因素，其影响程度在54.8～67.9%。

表14 对健康造成不良影响的主要原因

众所周知，生活的规律性影响着人的生活方式、生活习惯和生活状态。针对造成“生活无规律” 这种不良生活方式和生活习惯主要原因进行的相关调查和进一步深入分析结果，见表15。在造成生活与作息时间无规律的原因中，属于个人生活习惯的占44.7%，居第1位，与第2位相差14.9%，差距比较大；因为学习生活无规律的占29.8%，居第2位；由于学业重经常熬夜的占26.5%，居第3位。经过对不同性别、年级和学习专业之间的大学生进行的差异程度检验发现，个人生活习惯和学习生活无规律两项原因在不同年级之间具有显著的差异，不同性别和不同学习专业之间则趋于一致。受到个人生活习惯的影响，二年级为54.0%，一年级为37.7%，其影响程度二年级大于一年级；受到学习生活无规律的影响，一年级为35.1%，二年级为23.0%，其影响程度一年级大于二年级。这一结果可以认为是大学生实际生活的客观反映，一年级的大学生刚刚由高中进入大学，开始学习独立生活，学习环境和生活环境比较陌生，需要有一段时间适应大学的学习与生活环境，因此感到学习和生活的规律性较差并受其影响比较强烈。而二年级的大学生经过一年大学的生活，已经熟悉并适应了大学的生活环境，形成了比较固定的生活规律和学习习惯，因此受到个人生活习惯的影响比较强烈，但这也说明了一点，正是因为学习生活无规律和学业重经常熬夜，二者之和达到56.3%，使得大学生养成了不良的生活习惯。由此可见，来自学业方面的客观原因是影响普通大学生休闲活动内容和方式的主要因素。

表15 造成生活与作息时间无规律的原因

据本课题针对大学生睡眠情况的调查数据显示，只有3.3%的大学生每天平均睡眠时间达到8 h以上，有22.5%的大学生平均每天睡眠不足6 h，其余74.2%的大学生每天平均睡眠在7～8 h之间。

4 结论与建议

4.1 结论 1）参加体育锻炼以增强体质为首要目的，体育锻炼目的的指向具有多元化特征，消遣娱乐排在体育锻炼目的的第二位，显示出对体育本质属性的一种认同与回归。女生对减脂、健美的关注度大大高于男生。

2）在日常生活中有超过70%的普通大学生比较缺乏体育锻炼，其中30.5%的人只是偶尔参加锻炼，3.8%的人完全不参加体育锻炼。女性平均每次参加体育锻炼的时间低于男性，无论从锻炼的次数上还是从每次锻炼的时间上都与“每天锻炼一小时”的目标相差甚远。

3）大学生更多的选择与同学一起进行体育锻炼，客观地反映出体育锻炼不再仅仅是一种个人的健身行为，已成为一项集健身、社交、休闲、娱乐于一体的综合。在项目选择上各项球类运动深受大学生的喜爱，健身操与舞蹈和长走最受女生欢迎。可以说是女生的长项。而校内的运动场是大学生进行体育锻炼的首选场所，男生在体育场馆上的投资明显高于女生。投资健康的观念正在被越来越多的大学生所接受，对健康的投资已在大学生的意识中形成，并逐步成为社会共识。

4）影响参加体育锻炼的诸多因素之中，学习忙没有时间在客观因素中占第一位，惰性大在主观因素中占第一位，客观因素的影响大于主观因素。女生受到各种不利因素（如缺乏体育锻炼场地和缺乏技术指导）的影响程度大于男性，因此女生参加体育锻炼的困难大于男性。

影响生育率的原因篇10

【关键词】已婚妇女;生殖健康;因素

近年来,我国妇女的生殖健康状况尽管得到较好的改善,但在生殖健康服务等方面还需进一步加强和完善。有些危害妇女生殖健康的社会、心理因素还被人们所忽视,剖宫产率、人工流产率仍呈上升趋势,生殖道感染的发生率处于较高水平。

1 对象与方法

2009年1到2010年5月,随机调查20～49岁已婚育龄妇女698名。设计封闭式问卷入户调查,由经过统一培训的研究人员根据调查对象回答填写问卷。调查内容包括:一般情况、避孕行为与生育状况、生殖系统疾病症状及诊断、生殖健康/计划生育避孕知识、生育意愿等5方面56个问题。所有问卷由研究者进行完整性和一致性检查,为便于调查结果的定量分析,对问卷中半开放性问题进行重新编码,对全部生殖健康/计划生育避孕知识进行赋值,将各项得分相加得到生殖健康综合评分。

2 结果

2.1 一般情况:

有效问卷共计668份,回收率为95.6%。年龄45.21±10..52岁。77.0%为农村户口;受教育程度为:文盲69例(10.32%)、小学220 例(32.9%)、初中210 例(31.4%)、高中136例(20.3%)和大专及以上33例(4.9%) ;职业构成情况: 农民256例(38.3%)、工人及商业69例(10.3%)、公务员/老师/技术人员150例(22.5%)、家庭妇女165例(24.7%)和其它28例(4.2%) ;初婚610例(91.3%)、离婚38例(5.7%)、丧偶20例(2.9%) ;配偶文化程度:文盲1.4%、小学23.7%、初中51.8%、高中12.2%和大专及以上11.0%,配偶文化程度高于调查对象。

2.2 生殖健康现状及影响因素分析:调查对象9613%已妊娠过, 94.6%有小孩。现有1 ～ 2 个孩子的占87.3%, ≥ 3 个的占713%。21.7%的对象做过人工流产,流产原因52.1%为避孕失败,其余主要原因有:不想要小孩(23.9%)、未婚先孕(5.1%)和丈夫要求(5.1%)。1514%调查对象有独生子女证,城市组持有率(46.1%)显著高于农村组(6.7%),独生子女户中享受独子养老金的仅有25户(31.3%)。双女绝育户14户,其中12户享受双女绝育计划生育养老金(85.7%)。已生育过的妇女6011%做过产前检查,最近分娩地点30.8%在家,住院分娩率为61.3%。卡方分析显示,产前检查率的影响因素有对象受教育程度、职业、参加生殖健康培训。住院分娩率的影响因素是户口、对象受教育程度。将以上影响因素选入Binary Logistic过程,产前检查率和住院分娩率的回归方程。

调查对象避孕现用率为93.8%,各种避孕措施的使用构成比为:女性绝育(41.2%)、IUD (32.1%)、男性绝育(18.6%)、(16.1%)、口服避孕药(4.9%)、药膜/隔膜/胶冻(9.4%)、体外/自然避孕(0.6%)和其他(7.3%) ;未用原因主要是不容易获取避孕方法(4811%)和希望妊娠(4414%);现用避孕方法选择以夫妇双方商量共同决定为主(44.4%), 妻子单独决定的占21.5%, 1919%在医务人员指导下选择, 5.1%由丈夫选择,而由医务人员选择的仅占414%;对现用避孕法了解(适应人群/副作用) 的占49.8%, 选择现用法的主要原因有效(32.7%)、计划生育政策要求(20.2%)、医疗服务人员推荐(16.5%)、副作用小(16.3%); 37.7%的对象未换用过避孕方法,更换避孕方法的主要原因是改用更先进的方法(27.8%)和计划生育政策要求(27.4%)。卡方分析显示,随着已婚育龄妇女受教育程度和家庭年收入的增加,她们越容易更换避孕方法。使用避孕法引起不适而就诊的占51.0%,仅22.8%未出现不适。有不适但未就诊的原因有不严重(37.2%)、经济因素(15.4%)、不知道需要看医生(25.4%)和没时间(23.8%)。51.8%的对象曾因避孕失败意外妊娠,其中25.7%在2次以上, 77.1%的最后一次避孕失败妊娠结局是人工流产, 17.9%活产。

3 讨论

本研究发现,控制政治、文化、经济因素的交互作用,差异是影响产前检查和住院分娩的重要因素,这与生殖过程的禁忌习俗、生活方式和社会风尚有关。可通过提高妇女家庭、社会地位来促进产前健康检查和住院分娩。疾病的预防和早发现、早治疗,可以大大减少国家卫生投入和家庭就医经济负担。要提高妇女的身体素质,必须增加基础卫生公共服务的覆盖面,使广大农村人口能够享受到会发展的成果。还应该在群众中加大健康教育,提高她们的健康意识,认识到疾病预防重于治疗,能主动参与健康体检。政府组织的生殖健康/计划生育培训班对于提高已婚育龄妇女的生殖健康体检率已起到明显作用。

综上所述,本研究揭示已婚育龄妇女的生殖健康状况受文化水平、经济状况、社会生殖保健服务体系的影响。在生活方式、禁忌习俗与社会风尚方面,如何兴利除弊、因势利导和促进平等是改善已婚妇女生殖健康状况的关键所在。

参考文献

[1] 人类生殖健康进展.WHO.1992,12:73

影响生育率的原因篇11

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。

影响生育率的原因篇12

当前，随着我国人口老龄化的加剧发展，我国现行的社会养老保险基金稳健运行将面临巨大冲击。从近十年的全国社会养老保险基金收支结余状况来看，2006年的社会养老保险基金收入6309.8亿元，社会养老保险基金支出4896.7亿元，支出占总基金收入的77.60%；2016年我国基本养老保险基金收入3.51万亿元，基本养老保险基金支出3.19万亿元，支出占到基金总收入的90.9%，近十年我国社会养老保险基金支出占总收入的比重越来越高。从省级层面数据来看，2015年陕西、河北、青海、吉林、辽宁、黑龙江6个省份相继出现了养老基金“入不敷出”的情况。由此可见，我国目前领取养老金的老年人口越来越多，而加入到养老保险体系的法定劳动年龄人口却正在减速，缴费人数和领取养老基金人数之间存在着巨大的反差，养老保险负担系数日益扩大，我国社会养老保险基金收支正在逐步向“收不抵支”的方向发展。

二、生育政策调整影响我国社会养老保险基金运行的机理

生育政策制定或调整最直接的影响就是对一个国家或地区的人口数量和人口结构造成影响，而人口的数量和结构却恰恰是决定社会养老保险基金运行的关键因素。

（一）二孩生育政策引致的生育率水平提升对社保基金运行的影响

全面二孩政策的放开，激发了我国多年压抑的育龄妇女尤其是城市单独或双独家庭育龄妇女的二孩生育意愿，可以预见新生人口出生率会有所增长。当然，当前育龄妇女的生育率水平上升对社会养老基金运行不会立即产生影响，但经过若干年后，一旦开始缴纳社会养老保险费，对养老保险基金运行就会产生持续影响。因此，育龄妇女生育率的提升，从长期看，有利于增加养老保险基金收入。

（二）二孩生育政策导致的人口结构变化对社保基金运行的影响

人口老龄化和老年人口预期寿命的不断延长，将使得老年人抚养比不断提升，全面二孩生育政策必然?е律缁嵝律?人口有所增长，社会的“哑铃”型人口结构将是未来近20年的趋势。这种人口结构的变化，将不可避免地会改变当前社会养老保险体系中的缴费人数和缴费基数，从而对社会养老保险收入和支出造成影响。具体而言，短期内基金收入难以改善，支出仍将继续扩大；长期内基金收入将持续增加，支出将缓慢缩减。

（三）二孩生育政策导致的家庭就业变化对社保基金运行的影响

随着我国社会经济的高速发展，一部分家庭尤其是城市“双独”或“单独”家庭经济基础已经相当殷实，这一部分家庭育龄妇女生育小孩后，相当部分育龄妇女主动辞职在家从事看管幼儿活动。当然，也有部分家庭因为缺乏照看幼儿的看护人员，育龄妇女被迫辞职在家照看小孩。除此之外，由于社保体系的不完善以及社会歧视等原因，部分家庭育龄妇女生育完小孩后，一时难以找到合适的工作或原单位不再接受育龄妇女再次上岗，这些必然都会造成劳动适龄人口的减少，从而降低了我国社会养老保险缴费人员的基数，使得养老保险基金收入减少。

（四）二孩生育政策导致的社会养老预期改变对社保基金运行的影响

全面二孩生育政策将会导致家庭模式逐步由“421”型向“422”型转变和过渡。这种新的家庭模式的特点在于，等到子女步入工作岗位后，原本只能由一个子女来负担的养老压力在未来会普遍减轻。在这种普遍预期下，再加上中国传统的“养儿防老”社会文化影响下，家庭养老很有可能会继续成为我国居民家庭重新首选的基本养老模式，社会养老趋势将会重新被家庭养老模式所弱化。一旦这种“养儿防老”的家庭养老观念重新占据社会主导地位，就会使得人们尤其是没有稳定收入来源的城镇居民家庭参加社会养老保险的积极性急剧下降。

三、生育政策调整影响我国社会养老保险基金收支的模拟分析――以城镇职工养老保险基金为例

（一）生育政策调整后我国未来城镇人口发展的预测

2016年我国正式实施全面二孩政策。本文以2016年为时间截点，预测二孩政策实施后城镇人口的发展。预测步骤如下：

1.根据1980-2015年全国总人口出生率和死亡率的趋势特征，分别构建回归模型，并根据回归模型分别预测如果不实行全面二孩生育政策情况下2016-2055期间全国总人口的出生率和死亡率。

2.假定二孩生育政策实施后全国平均每年出生率的增加值。根据刘敬敏等（2016）研究，本文假定全面二胎政策开放后平均每年出生率增加值为0.66%。

3.根据不实行全面二孩生育政策情况下2016-2055期间全国总人口的出生率、死亡率和实行全面二孩生育政策后平均每年出生率增加值，计算全面二孩政策开放后全国2016-2055期间的总人口。

4. 根据推测的全国总人口乘以城镇化率，即得到全国城镇总人口。假定城镇化率每年提高1%。2015年城镇化率为56.1%，同时根据国际经验，城镇化率最高设定为90%左右（参见袁磊等，2016）。

（二）基于二孩生育政策调整的未来城镇人口发展趋势对我国城镇职工养老保险基金收支的影响

1.对城镇职工养老保险基金收入的影响

城镇职工社会养老保险基金收入由参加基本养老保险的缴费单位和个人按国家规定的缴费基数和缴费比例来计算。计算公式为：

城镇职工社会养老保险基金收入=全国城镇总人口*适龄劳动率*社会养老保险参与率*缴费基数*缴费比例。

其中，关键涉及到四个因素：一是适龄劳动人口率，根据联合国的人口分类标准，适龄劳动人口规定为15-65岁，本文根据2016年中国统计年鉴数据分段推测我国2016-2036年和2037-2055年适龄劳动人口参与率；二是社保参与率，本文借鉴曾磊等人（2016）的研究成果，假定养老保险参保率年均增加1.75%，上限为95%；三是缴费基数，为职工年平均工资，考虑到未来我国的经济水平稳步上升，根据2006-2015年近10年的城镇单位就业人员平均工资的增长趋势，本文假定2016-2055年我国城镇职工就业人员工资平均每年增长8%；四是缴费比例，根据国家社保有关规定，单位缴费比例20%，个人缴费比例8%，合计为28%。

根据上述公式和参数的确定，在考虑二孩生育政策和不考虑二孩生育政策的情况下，城镇职工养老保险基金收入预测如下（见图1）。

根据图1可以看出未来城镇职工养老保险基金收入在未开放二胎政策前与开放二胎政策之后差异明显，并且随着时间的推移养老保险基金收入差异额越来越大。因此，从长远的对比角度分析，放开二孩生育政策有利于我国社会养老保险基金收入积累。

2.对城镇职工养老保险基金收支缺口的影响

考察二孩生育政策对城镇职工养老保险基金收支缺口的影响，除了核算对基金收入的影响外，同时还要预测未来城镇养老保险基金支出的数量。由于本文考察生育政策调整影响期间是2016-2055年，因此在此期间，由于二孩生育政策所导致的新生人口并未达到退休年龄，因而不会对城镇职工养老保险原定支出造成影响。根据这一思路，本文来核算2016-2055年期间的城镇职工养老保险基金支出。

城镇职工养老保险基金支出计算公式如下：年城镇职工养老保险基金支出总额=年参保城镇职工离退休总人数*年城镇职工平均工资总额*养老保险金替代率

其中，年参保城镇职工离退休总人数由年城镇职工总人数乘以年城镇职工参保率和年城镇职工退休率确定；年城镇职工平均工资总额，本文仍假定平均每年增长8%；养老保险金替代率采用国际普遍的警戒线标准，即年平均工资总额的55%。

根据计算，可以发现我国城镇职工养老保险基金支出在2016-2055年期间支出呈现不断增长趋势，2055年预计支出达到1174401.2596万元。

结合前面的城镇职工养老保险基金收入增长趋势图，对比实施二孩生育政策和不实施二孩生育政策两种情况，可以看出（见图2）：实施二孩生育政策，城镇职工养老保险基金收支差逐步扩大，且收大于支的趋势明显；不实施二孩生育政策，城镇养老保险基金收支差逐步缩小，并且在2055年后不久城镇职工养老保险基金支出可能超过收入，从而出现收不抵支缺口。

总而言之，以上分析说明，我国实施二孩生育政策可以有效延缓了我国城镇职工养老保险基金出现收支缺口的出现，促进了我国社会养老保险基金的稳定运行。

四、应对生育政策调整我国社会养老保险基金平稳运行的完善对策

（一）构建合理的基于人口预测的社会养老保险基金精算模型

尽管现有文献均说明全面二孩生育政策有助于社会保险基金收支均衡，但这都是基于人口预测的养老保险基金精算模型来推测的。由于模型中的各种变量如适龄妇女的生育意愿和生育率、家庭成员意见和经济状况、社会养老的参保率、养老保险缴费率、领取养老金年龄等都是决定未来社会养老保险基金平稳运行的重要因素，但同时也存在着极大的不确定性，因此，我们必须要提前做好准备，综合考虑可能影响养老保险基金正常运行的各种因素，尽可能地将这些因素纳入到养老保险精算模型中，相对准确的测算出全面二孩生育政策调整可能对我国社会养老保险基金运行产生的影响。

（二）确保社会养老保险体系人口出生率核心参数的基本稳定