中国货币政策研究

中国货币政策研究（精选6篇）

篇1：中国货币政策研究

中国货币政策与财政政策配合实践研究

摘要：1998年以来我国实施的积极财政政策对经济的拉动作用非常明显，而货币政策的作用则不够理想。随着我国社会主义市场经济体制不断完善，以及我国加入WTO后的经济结构调整，两大政策配合的重心要从以财政政策协调为主体转向更多地发挥货币政策的调控作用。

关键词：财政政策；货币政策；配合实践

中图分类号：F821．0

文献标识码：A

文章编号：1006―3544(2006)02―0025―02

篇2：中国货币政策研究

标签: 专题研究、医改评论、医疗保障、药物政策、社区卫生、农村卫生、医院管理、国际卫生、公共卫生、理论探索、经验借鉴、书评 顶[1] 分享到 发表评论(0)编辑词条 《中国卫生政策研究》 《中国卫生政策研究》

期刊名称：中国卫生政策研究

英文名称：Chinese Journal of Health Policy 期刊级别：核心期刊 CSCD 主办单位：中国医学科学院 出版周期：月刊 ISSN：1674-2982 CN：11-5694/R 出版地：北京市 语种：中文 开本：16开

邮发代号：80-955 创刊时间：2008 编辑Q Q：1966715440 专辑名称：医药卫生科技

专题名称：医药卫生方针政策与法律法规研究 出版文献量：1947 篇 总下载次数：520508 次 总被引次数：12175 次 评价信息

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1、新农合支付制度改革应注意的几个问题陈家应;

2、我国基层卫生人才队伍建设的进展与挑战张光鹏;

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4、吸引和留住农村卫生人力的国际经验及启示刘晓云;

5、试论个案研究方法在卫生政策分析中的应用杨肖光;钱序;

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12、卫生体系研究的里程碑——纪念世界卫生组织2000年报告发布十周年雷海潮;

13、大医院与社区卫生机构合作模式的探索与分析——以北京安贞医院为例吕少丽;

14、从2000年世界卫生报告到2010年世界卫生报告:卫生筹资取得了什么进展?迪•麦金泰尔;

篇3：中国货币政策有效性的实证研究

货币政策制定和实施的目的是为了实现调节宏观经济运行的政策目标, 而货币政策能否实现以及能够在多大程度上实现其政策目标, 即货币政策效应如何, 一直是货币政策制定者十分关心的问题。本文通过考察我国1990-2006年间的名义货币供应量及同期以GDP为代表的实际变量间的互动关系, 来测度该段时期内名义货币供应量管理对货币政策目标实际作用, 来测度这个时期内货币供应量管理对经济稳定政策目标的实际作用。考察货币供应动态与国民收入动态及其协同运动性质, 用来测度名义货币供应管理为代表的货币政策的经济稳定效应。

一、模型的建立及说明

以趋势名义货币需求量MR表示社会总产出按其潜在水平扩展时整个经济体系对名义货币的需求量, 从而把中性货币政策界定为调试名义货币供应量M而使其等于趋势名义货币需求量MR。当且仅当M>MR时, 货币政策是扩张性;当且仅当M

设定名义货币供应量效应的水平指示数LVLM:LVLM=M/MR

对于中性货币政策:LVLM=1;对于扩张性货币政策:LVLM>1;对于紧缩性货币政策:LVLM<1.即是说LVLM与1对比能够显现货币政策效应的方向, LVLM与1的离差进而反映货币政策效应的力度。

由货币需求函数M=K*P*y, K表示货币持有系数。以K*表示K的时间趋势值, 可得MR=K**Pe*y*, 因而MR的可计算离散形式为:

其中, 分别是由时间序列数据回归的Kt, ytπt的时间趋势值。由MRt计算其增长率

并且设定货币政策效应的速率指示数RATM:

设定反映国民收入动态的水平指示数LVLQ与速率指示数RATQ,

LVLQ与1对比、LVLQ与1的离差分别指示国民收入波动的方向和幅度, RATQ认作是辅助性的指标。

LVLM及其辅助性指标RATM、LVLQ及其辅助指标RATQ构成货币政策效应测度指标体系。LVLM所指示的货币政策效应是狭义的, 没有反映货币部门与实际部门的交互作用。只有在LVLM计算结果的基础上解析LVLM与LVLQ的关联, 才能够说明名义货币供应量与国民收入动态的相互关系。

货币政策效应概念实际上具有双重含义: (1) 由LVLM指示的货币政策松紧度; (2) 由LVLM与LVLQ关联所反映的货币政策的实际作用。

情形LVLM=1或者LVLQ=1的情况在实际测度中反正的概率近于0。一般, 对于经济稳定取向的货币政策, 存在LVLM>1并且LVLQ<1;LVLM<1并且LVLQ>1。

二、实证分析

(一) 国民收入动态的计量分析

数据来源:《中国统计年鉴2007年》, 其中通货膨胀率数据取自《中国价格及城镇居民家庭收支调查统计年鉴》。注:国民收入平减指数、实际国民收入指数均以1978年数据为基期。

对于所选用的离散型时间变量t, 在1990年t=0, 在2006年t=17。

用普通最小二乘法对1990—2006之间的数据对直线方程lnyt=α+β*t进行拟合:

由时间序列yt回归其趋势值计算可得

(二) 计算LVLM

1. πt的时间趋势值的计算

用OLS方法拟合中国附加通货膨胀预期的线性菲利普斯曲回归模型取为:拟合结果如下:

其中虚拟变量DUM体现中国价格制度自由化而使得抑制型通货膨胀公开化的制度变迁因素, 其中由1995年到1999年DUM取1, 其他年份取0。

2. 名义货币供应量定义采用M2, 2001年6月起, 已将证券公司客户保证金计入货币供应量 (M2) , 含在其他存款项内。

数据来源:《中国统计年鉴2007年》。

以Q表示交易量, 对于经济货币化系数H, 有H= (P*Q) / (P*y) 。根据费雪方程:M*V=P*Q, 其中V表示货币流通速度。有M=K*P*y可知K=H/V。H在成熟的市场经济下是相对稳定的, 经济货币化对K的影响可以忽略不计, 但是, 值得注意的是, 我国从1979年才开始由计划经济向市场经济转型, 这也同时是我国经济货币化过程。

如图表所示, lnKt基本按照抛物线轨迹运动。用OLS对1990—2006年间拟合二次曲线LnKt=a+b*t+c*t2, 其结果如下:

3. yt, Pt采取指数形式, 所以MRt计算公式为:

(三) 测度结果评价

首先, 水平指示数与速度指示数的性能差别, 不仅存在于测度经济变量动态时所指示结论的数量性规定, 而且存在于指示结论的方向性规定。

LVLM与RATM间存在着复杂的非线性关系:

又有由于是正常数, LVLQt与RATQt的关系是比较直观的, 但是并不存在两者同时超过1或者同时低于1的必然性。

1992年到1997年、2004年到2005年LVLQ大于1, 但是1995年至1997年间RATQ小于1。RATQ无法反映基期水平的影响。不能认为如果RATQ小于1, 那么本年度或者下一年度将出现经济萧条;也不能认为如果RATQ大于1, 那么本年度或者下一年度将出现经济繁荣。

RATM与RATQ对LVLM与LVLQ所能起的辅助作用是很有限的, 对名义货币供应量与国民收入间互动关系的解析应该主要依据LVLM序列与LVLQ序列。

至于使用gMt、gyt、Kt等指标来评价货币政策效应的习惯作法, 缺乏宏观经济理论基础的支持, 也无法纳入价格预期因素的影响, 即使与依据RATQ、RATM性质的指标所进行的评价相比, 从分析技术到分析结论都是比较粗浅的。

其次, 从下面是LVLM与LVLQ在1990—2006年间时间序列数据折线图可以得出:

LVLM与LVLQ序列两者同在1994年达到第一峰尖值, LVLM在1998年达到波谷值, LVLQ在滞后一年后1999年达到波谷值, 两者同在2005年达到第二峰尖值, 但是计算 (LVLM-1) * (LVLQ-1) 发现在样本17年期间仅有8年是大于0的, 其中1990—1991年、1996—1997年、2000—2003年以及2006年 (LVLM-1) * (LVLQ-1) <0, 并且计算其均值A ( (LVLM-1) * (LVLQ-1) ) =0.000822, 标准差SE ( (LVLM-1) * (LVLQ-1) ) =0.007901可以得出:

A ( (LVLM-1) * (LVLQ-1) ) <0.75SE ( (LVLM-1) * (LVLQ-1) ) 。表明1990—2006期间并不存在统计关系 (LVLM-1) * (LVLQ-1) >0。

另外计算LVLM与LVLQ数列的相关系数可以得到r=0.145007, 从而表明1990—2006期间两者并不存在明显的同调性, 这意味着该时间段内货币政策对经济的促动效应不明显, 此时间段内, 分析显示货币政策效应偏低。

三、结论

由上述对我国1990年—2006年间以来货币政策效应测度研究, 我国货币政策的实施的效果是偏低的, 但并不能由此就确定“货币政策无效”的命题。其原因在于:

(一) 从理论上看, “货币政策无效”命题成立的两个前提条件在我国并不存在

“货币政策无效”命题成立以来两个极为重要的前提:社会公众的理性预期和所有市场持续出清。理性预期要求对正处于经济转型时期的我国社会公众来说是不可能达到的。事实上, 许多西方经济学家认为, 即使在美国这样的发达国家, 也难满足这一条件。所有市场持续出清这一条件在我国更是毫不具备。我国当前所处的时期, 市场机制尚未健全, 商品市场、货币市场与劳动市场间很大程度上相互隔绝, 加之地区封锁和部门垄断现象的存在, 因此, 不可能做到所有市场的出清, 更别说持续出清。

(二) 我国货币政策的实践表明, 货币政策是在一定程度上是能够影响实体经济的

1990—1992年货币政策尽管使我国经济经历了大起大落, 但是, 货币政策不论是紧缩还是扩张, 都能够达到预期的目的, 虽然为此付出了巨大的经济成本。1992—1997年的经济“软着陆”, 更是货币政策对我国经济有利调控, 发挥重要作用的时期。1998年以后, 尽管积极的货币政策对我国的经济的作用不是很明显, 但是如果没有货币政策, 情况很可能会更糟。

(三) 直接调控和间接调控方法都是调节经济的手段

当前, 我国处于经济转轨时期, 市场经济体制尚未完全建立和完善, 在货币政策的实施中, 适当采用一些直接的调控方法, 以配合政府的财政、价格等政策, 将会对经济的健康发展起到重要作用, 其对特定两者都是调控经济的手段, 不存在谁优谁劣的问题, 只是在不同的经济发展阶段, 不同的经济形势下, 发挥作用的方式和程度不同而已。直接调控手段的运用能够直接有力地作用于经济运行, 所以, 在设计和实施时一定要把握好时机和力度。

参考文献

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篇4：中国货币政策研究

关键词：地理加权回归模型；货币政策；空间异质性；时间序列；优化；动态模型

中图分类号：F822.0 文献标识码：A

文章编号：1674-2974（2015）11-0139-06

作为政策当局的有力宏观调控工具，货币政策在一国经济发展中扮演关键角色.通常情况下，货币当局主要依托货币供应量、利率这两种货币政策传导渠道来对宏观经济进行调控.除了上述的两种主要货币政策传导渠道外，还有诸多的其他形式，如汇率传导渠道、资产负债渠道等.然而，货币政策的传导是一个极其复杂的过程，整个过程环节多、渠道广，而且还会受到每个不同区域经济发展水平、金融资源分布、金融结构差异等不同要素的异质性影响，每一项统一的货币政策在传导过程中往往都会产生区域差异，形成货币政策区域异质性效应.如果不考虑货币政策的区域异质性效应，不仅会影响货币政策的有效性，也会对经济平稳发展带来冲击，进而加剧区域经济非均衡发展.作为一个发展中大国，自改革开放以来，伴随经济腾飞的同时，中国区域之间经济发展差距在逐步拉大，各区域间的金融发展水平和金融资源配置差距也随之扩大，货币政策在中国不同地区、不同省份的调控效率效果差异越来越明显.因此，在研究货币政策在中国各地区的执行情况以及对经济运行的影响时，就必须充分考虑各地区的异质性.

Beare（1976）认为货币政策之所以会产生区域异质性效应，是由于其传导渠道所导致[1].Ridhwan等（2008）研究了货币政策对区域经济发展的影响，认为货币政策和金融市场可以促进区域发展，特别是在欠发达的国家更可以发挥重要潜在的作用[2].Chappel Jr等（2008）分析了地区经济状况对货币政策制定者的影响，认为区位条件影响央行行长的政策偏好[3].Yang 等（2010）基于1991～2002年瑞典数据分析了货币政策对瑞典区域房价的影响，研究结果表明货币政策对瑞典房地产市场具有显著的区域效应[4].Mamoru（2010）基于企业微观数据研究发现，后危机时代量化宽松货币政策对日本47个地区借贷市场产生了异质性影响[5].Massimo等（2013）研究货币政策对地区债务融资的影响[6].

国内对货币政策区域异质性效应的研究起步较晚，始于20世纪90年代.葛兆强、郝继伦（1995）基于货币政策区域化角度探寻解决中国区域经济发展非均衡问题[7].国内大多数学者是在借鉴国外研究成果的基础上利用向量回归模型（包括VAR和SVAR模型）对中国货币政策区域异质性效应的存在性进行实证研究，代表性文献见文[8-11].

不难发现，国内外学者对货币政策区域效应的异质性研究是广泛而深入的，但多数有关货币政策区域效应的研究并没有将区域之间的空间关联性和依赖性纳入分析体系.货币政策效应不仅受本地经济基础、金融结构等影响，同时还会受到周边地区诸如金融活动的溢出效应等影响.因此，将空间效应纳入货币政策的有效性分析更加准确、更具说服力.现有研究表明，纳入了空间效应的GWR模型是一种比传统的OLS估计更适应于分析货币政策执行效果的空间特征[12-15].对此，本文采用地理加权回归模型来估计中国货币政策产生区域差异性效应的影响因素，进而从实证分析的结果提出关于货币政策实施的建议和对策.

1 模型构建、指标选取及数据说明

1.1 GWR模型与本文的技术处理

由于中国各地区经济发展水平、金融结构存在明显的差异性，货币政策效应在各地区相同时期的有效性也存在着较大的差异性，这从空间计量经济学的角度可以用空间异质性（Spatial Heterogeneity）来阐释.处理空间异质性的一个主要方法是非参数局域线性回归模型，即英国学者Fotheringham提出的地理加权回归（GWR）模型，该模型是用于研究空间关系的一种新方法.中国货币政策区域执行效果的空间差异正好具有这一特征.地理加权回归模型的一般表达式为：

1.2 指标、数据的选取

综合考虑货币政策的传导机制，其基本的传导过程可为货币当局的货币政策首先作用于金融体系及各类金融市场，并沿着货币供应量和利率两个途径传导，进而影响投资需求、消费需求，并通过总需求与总供给的相互作用，最终影响价格和产出.中国是一个发展中国家，市场经济体制还在不断地完善，利率市场化改革仍处在渐进的推进过程中，因而以利率指标作为货币政策变量还有待商榷，国内学者的研究中多以货币供应量或金融机构信贷量作为货币政策变量.与信贷量相比，货币供应量是现阶段中国货币政策的中介目标，以它作为货币政策变量更具有代表性，且信贷规模与货币供应量之间存在高度相关关系，信贷量在很大程度上由货币供应量决定，因此本文选取广义货币供应量M2作为货币政策变量.由于部分省市缺乏省域层面的货币供应量M2的统计数据，且流通中的现金相对于存款来说所占比重较小，故本文借鉴前人研究

郎雯（2011）详细阐述了省域层面以金融机构存款余额数据来代替货币供应量M2的合理性[18].，以该省市金融机构存款余额数据来代替货币供应量M2.

为研究货币政策区域异质性效应，还需明确货币政策调整的目标，进而对货币政策在各区域的效应进行比较.因此本文选取居民消费物价指数CPI和经济增长变量GDP来度量货币政策调控的“稳物价，保增长”这两大目标.此外，由于央行采取预调微调的货币政策需要根据经济运行环境来实施宽松或紧缩的货币政策，当微观经济层面面临资金困难，内需乏力等问题时，应采取适度宽松的货币政策，增加货币供应量，引导市场预期和信心，刺激扩大企业的投资.反之可采用紧缩货币政策.可见，企业投资的需求变化主要依赖于货币供应量的变化，本文还将选取固定资产投资总额I指标来反映货币政策的异质性效应.

本文选取的变量M2，I，CPI和GDP的原始数据来源于历年《中国区域经济统计年鉴》、《中国统计年鉴》和各省市统计年鉴，时间跨度为2002～2011年，实证结果利用SAM4.0软件实现.

2 实证分析

2.1 2001～2010年中国各省域的货币政策变量M2的Moran指数

本文选取2001～2010年中国31个省域的货币政策测度变量M2为统计指标，并对其取自然对数，对M2进行数据变换以减小变幅，利用SAM空间计量软件得到历年的货币供应量M2的Moran指数值，结果如表1所示.Moran指数的检验是建立在正态分布假设之上的，从结果显示看出，在0.1的显著水平下各年份的统计量均显著.自2001年以来，货币供应量M2的Moran指数略显上升趋势，其显著性水平也有增强的趋势.这表明中国各省域的货币供应量M2表现出小幅度扩大的空间集聚现象，但整体上这一指数的数值在0.2附近波动，为正的空间自相关性.同时货币供应量是非均匀分布的，正是这种空间上的非均匀或非随机分布导致了货币政策效应的空间区域异质性.

同时，图1分别描绘了2001和2010年中国31个省域货币供应量M2的Moran散点图.在这两个年份的Moran散点图中，可以发现，第一、三象限内分布的散点明显多于其他两个象限，且第三象限（高高类型）又多于第二象限（低低类型），这从总体上揭示出中国货币政策效应的区域非均质性.通过货币政策测度变量M2的Moran指数值及散点图，可以直观地反映出中国货币政策的执行效果在各省域上存在着空间自相关性和异质性.

2.2 基于OLS与GWR模型的回归估计比较分析

本文分析了中国31个省域2010年货币政策执行效果情况，得到如表2所示的OLS估计结果.根据OLS回归结果，模型拟合优度达到0.941，表明模型整体上是显著的.但回归模型 OLS 只对参数进行平均意义上的全域估计，不能反映参数在不同空间的空间非稳定性.由于货币政策变量在空间上表现出自相关性和异质性，而传统的回归模型是建立在最小二乘法基础上对参数进行估计的，其估计系数是一个常数，故无法揭示中国货币政策效应的空间区域异质性.因此，忽视空间效应的OLS估计会导致研究得出的各种结果和推论缺乏应有的解释力.

采用地理加权回归模型（GWR）进行估计，以局部系数10%使用Gaussian核函数得到如表3估计结果.

可见，模型使用地理加权回归的方法时， GWR在统计上非常显著，它可以解释货币政策效应总变异的95.5%.与OLS的结果相比，残差平方和也由1.58下降到0.86，Sigma值也出现了显著的下降.GWR 估计结果显示，处于不同分位点时各个解释变量对每一空间样本点的货币政策变量都有特定的回归拟合估计值，且分位数的参数估计值差异比较显著， 直观地刻画出省域层面上货币政策的实施效果存在一定程度的异质性，这也说明各解释变量对区域内货币政策作用的影响是异质的.

表2和表3列出了OLS和GWR估计的回归系数，从所取的3个影响因子OLS估计来说，固定资产投资总额I和GDP在0.01的显著性水平下都是显著的，而居民消费物价指数指标则需将显著性水平放大到0.15的情况下才显著.利用GWR进行局部参数估计得出的系数可以很好地揭示出货币供应量和各影响因子之间复杂的关系，每一个影响因子对货币供应量的影响是随着区位的变化而变化，但所有的影响因子在不同程度上有着一致的影响.居民消费物价指数和固定资产投资总额对货币供应量有负向影响，而GDP对货币供应量有正向作用，物价指数上涨，在宏观经济中表现出为了抑制通胀，国家将采取适度的紧缩货币政策，从而减少货币供应量，反之亦然.而当微观经济层面的固定投资总额不断扩大时，意味着其流通资金充足，在流通过程中将收缩货币供应量.相反，区域内经济基础越占优势，金融结构越优化，则金融机构的存款及流通中的现金也会越多，意味着货币供应量也就越多，从而进一步刺激社会经济的发展，促进良性循环的形成.这一点可以从中国货币政策调整长期偏向于东部沿海经济发达地区得到反映.经济增长、物价水平和企业投资都在一定程度上对货币政策区域异质性效应的形成产生了影响，其中最重要的影响因素是居民消费物价指数，这也说明了中央将稳定物价总水平放在更加突出的位置原因所在，不同地区的物价持续上涨或下跌以及自身经济条件基础，会进一步加深货币政策实施效果的差异化.

3 结 论

本文利用Moran指数和Moran散点图完整地描述了2001～2010年间中国31个省区货币政策测度变量M2的空间分布特征.空间自相关分析结果表明，自2001年以来，货币供应量M2的Moran指数呈上升趋势，这表明中国各省域的货币供应量M2表现出小幅度扩大的空间集聚现象，但整体上这一指数的数值在0.2附近波动，为正的空间自相关性.通过货币政策测度变量M2的Moran指数值及散点图，直观地刻画出中国货币政策的执行效果在各省域上存在着空间自相关性和异质性.

实证分析发现，经济增长、物价水平和企业投资都在一定程度上对货币政策区域异质性效应的形成产生了影响，其中最重要的影响因素是物价水平.由于经济与金融发展和消费水平的区域差异导致了货币政策的区域异质性效应，故统一的货币政策并不能协调区域之间的经济发展，对部分地区的经济发展甚至会产生负面影响，进而阻碍整体宏观经济目标的实现.

结合中国的具体国情和政策实践经验，本文认为要缓解中国货币政策区域异质性效应问题，第一，应实行差异化的区域性货币政策.比如通过货币政策制定权的适度下放和货币政策工具的区域差别化等操作，以减缓中国货币政策的区域异质性效应.目前的差别化存款准备金率政策实践已取得了一定的成效，但差别化区域货币政策的贯彻落实仍任重道远.第二，从货币政策的传导机制来看，深化金融体制改革，优化欠发达地区的金融结构、促进产业升级，把握好“流动性”这个总闸门，将信贷资金更多投向实体经济特别是“三农”和中小企业，提高货币资金的传导效率，从而弱化货币政策执行效果的区域差异.

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篇5：中国货币政策研究

变参数McCallum规则对中国货币政策的适用性研究

作者：杨柳

来源：《贵州财经学院学报》2013年第03期

一、引言

货币政策规则是中央银行预先设定并承诺的用于货币政策决策和操作的机制，包括目标规则和工具规则。诸多研究表明，货币政策的相机抉择时间的不一致，将会产生通胀偏差和稳定性偏差，因而应当利用货币政策规则来指导货币政策的操作。目前，货币政策的工具规则实际运用较多的主要是麦克勒姆（McCallum）规则和泰勒（Taylor）规则，这两种规则都能缓解时间不一致的问题。

在许多发展中国家或新兴市场经济国家，很大程度上存在对利率的行政管制，因此这些国家通常采用货币总量作为政策工具。McCallum规则是一种以基础货币为政策工具，以名义收入为目标变量的货币政策规则，该规则要求基础货币增长率对名义收入的实际值与目标值之间的缺口作出反应。

篇6：中国计划生育利益导向政策研究

【摘要】：进入21世纪,我国人口发展态势呈现出较以往更为复杂的局面,人口老龄化日益加重、人口素质总体水平仍然不高、出生人口性别比明显失衡等。与此相应,我国计划生育工作的主要目标也已从最初控制人口数量的过快增长,逐步转移到如何统筹解决人口数量、素质、结构和分布,有利于人口长期均衡发展上来。在这一转变过程中,尤其在进入新的世纪以来,“计划生育利益导向政策”逐步成为合理引导我国城乡居民生育意愿与生育行为的一项重要机制,并已被实践证明是更易于为群众所接受的计划生育工作新方法。正因如此,深入研究我国计划生育利益导向政策,对进一步完善我国计划生育工作具有重要现实意义,对全面系统认识计划生育相关理论并不断充实其内涵也具有重要的理论意义。本文基于翔实的历史资料和统计数据,采用定性与定量分析相结合、以定性分析为主的研究方法,从计划生育利益导向政策的补偿机制与导向机制两个视角,着重探讨了三个方面的内容：首先,系统梳理了计划生育利益导向政策的时空发展历程。其次,深入分析了相关利益导向政策对控制人口数量、提高人口素质、治理出生性别比失衡及帮扶计划生育困难家庭等四个方面的影响作用。最后,根据本文的研究发现提出进一步完善我国计划生育利益导向政策的思路和建议。本文重点对旨在控制人口数量、提高人口素质、引导出生性别比趋于正常及帮扶计划生育困难家庭的计划生育利益导向政策的研究发现：(1)现行旨在控制人口数量的计划生育利益导

向政策对引导群众生育行为的影响主要表现为辅助作用,即在目前影响各省区稳定现行低生育水平的综合因素中,利益导向政策仅能起到“不让计划生育家庭不满意”、“使违反计划生育家庭有所顾忌”的作用,其自身的激励功效小于经济社会因素的影响。与此同时,研究还发现,同以往人们所预期的并不一致,计划生育利益导向政策对控制人口数量的影响并未出现在经济社会发展水平越低下的地区其效应表现得越显著的现象。(2)现行计划生育利益导向政策对提高出生人口素质的力度尚不能与环境、食品因素的影响相比,加之近年来出生缺陷的检测更为精细,使得出生缺陷发生率呈上升趋势；而且,由于我国很多地区旨在提高人口素质的计划生育利益导向政策的实际用途发生了改变,导致目前这一方面的利益导向政策对独生子女身体素质的影响很微弱。(3)对“关爱女孩行动”试点地区的分析结果表明,这些地区初步形成了有利于女孩成长、成才的社会环境,出生人口性别比开始出现下降趋势,但不能完全寄希望于现有的奖励扶助政策,还需加强完善婚嫁习俗、养老保障、男女同工同酬等社会和经济制度。(4)我国计划生育利益导向政策的补偿性功能已初步建立并逐步完善,这一点已得到各界的共识。但是,根据本文分析结果可知,不应不加区别地继续强化各类计划生育补偿功能,而需加强对重度残疾独生子女与计划生育手术严重并发症、后遗症患者及其家庭的补偿力度；同时也要注意有关独生子女家庭的利益导向政策对未来符合法律法规可以生育两个孩子家庭生育数量的误导。(5)从理论层面上来说,对现有相关理论在我国的适应性的分析表明,基于微观人口经济学理论提出的孩子成本-效益理论、孩子质量-数量替代理论对我国农村居民生育行为的解释力较有限。【关键词】：计划生育利益导向政策人口数量出生人口素质出生性别比计划生育困难家庭 【学位授予单位】：华东师范大学 【学位级别】：博士 【学位授予年份】：2011 【分类号】：C924.21 【目录】：摘要6-8ABSTRACT8-17第一章导论17-331.1问题的提出18-251.2相关概念辨析25-291.3研究思路与研究主题29-311.4研究方法与创新31-33第二章文献回顾33-572.1计划生育利益导向政策的研究回顾33-482.1.1计划生育利益导向政策的出台动机34-352.1.2计划生育利益导向政策的内涵和功能35-372.1.3计划生育利益导向政策的道义评价37-392.1.4计划生育利益导向政策的实施效果39-422.1.5计划生育利益导向政策存在的问题42-462.1.6完善计划生育利益导向政策的建议46-482.2计划生育利益导向政策的理论基础48-552.2.1西方相关理论研究48-512.2.2国内相关理论研究51-552.3文献研究简评55-57第三章计划生育利益导向政策的发展历程57-773.1城乡居民生育意愿的变迁57-693.1.1意愿生育子女数量58-673.1.2意愿生育子女性别67-693.2计划生育利益导向政策的发展演变69-753.3小结75-77第四章旨在控制人口数量的利益导向政策77-1334.1相关利益导向政策建立的背景77-814.2相关利益导向政策的实施过程81-1034.2.1节育手术费减免81-834.2.2城镇独生子女父

母退休奖励83-854.2.3独生子女就学就业优先优惠85-874.2.4农村计划生育家庭发展经济扶持87-934.2.5农村部分计划生育家庭奖励扶助制度93-964.2.6参加社会保障优先优惠96-1014.2.7经济处罚及行政党纪处分101-1034.3相关利益导向政策对控制人口数量的影响103-1314.3.1计划生育利益导向因素与非计划生育利益导向因素对生育水平影响的简化路径分析103-1074.3.2相关利益导向政策对控制人口数量作用的定量分析107-1234.3.3不同类型地区的利益导向政策与计划生育工作效果的交互分析123-1314.4小结131-133第五章旨在提高人口素质的利益导向政策133-1485.1相关利益导向政策建立的背景134-1355.2相关利益导向政策的实施过程135-1415.2.1独生子女保健费(或独生子女父母奖励金)135-1375.2.2独生子女保险137-1385.2.3免费孕前优生检测138-1405.2.4生育保险140-1415.3相关利益导向政策对提升人口素质的影响141-1475.3.1计划生育利益导向因素与非计划生育利益导向因素对人口素质影响的简化路径分析141-1435.3.2相关利益导向政策对提升出生人口素质的影响143-1465.3.3相关利益导向政策对提升独生子女身体素质的影响146-1475.4小结147-148第六章引导出生性别比趋于正常的利益导向政策148-1756.1出生人口性别比偏高的演变过程149-1556.2相关利益导向政策的实施过程155-1596.2.1计划生育纯女户家庭给予奖励优惠政策的试点156-1576.2.2全面实施引导出生性别比趋于正常的利益导向政策157-1596.3相关利益导向政策对引导出生性别比趋于正常的影响159-1746.3.1计划生育利益导向因素与非计划生育利益导向因素对出

生人口性别比影响的简化路径分析160-1636.3.2相关利益导向政策对出生性别比影响的逻辑分析163-1656.3.3相关利益导向政策对出生性别比影响的实证分析——以四个”关爱女孩行动”试点县为例165-1746.4小结174-175第七章帮扶计划生育困难家庭的利益导向政策175-1937.1相关利益导向政策建立的背景175-1777.2相关利益导向政策的实施过程177-1837.2.1计划生育手术并发症及后遗症患者帮扶177-1797.2.2独生子女不幸伤残或死亡家庭特别扶助179-1827.2.3计划生育公益金182-1837.3计划生育困难家庭帮扶救助政策的影响183-1927.3.1普惠型福祉制度帮扶计划生育困难家庭影响的简化路径分析183-1847.3.2计划生育困难家庭帮扶救助政策影响的效果分析184-1907.3.3计划生育困难家庭帮扶救助政策的理论探讨190-1927.4小结192-193第八章结论与前景展望193-2048.1主要结论及政策含义193-2028.2研究不足及未来走向202-204附录计划生育利益导向政策相关的重要官方文件204-208参考文献208-219攻读博士学位期间发表的论文219-220后记220-221