本文關(guān)鍵詞：人口健康與中國長期經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

人口健康與中國長期經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究；蔣萍田成詩尚紅云；=摘要>文章在協(xié)整理論框架下對中國健康水平；=關(guān)鍵詞>健康經(jīng)濟增長協(xié)整人力資本；=作者>蔣萍東北財經(jīng)大學國民核算研究中心,；一、問題的提出；在任何經(jīng)濟中,作為人力資本的重要組成部分,人口��；20世紀60年代,新古典增長模型將資本從物質(zhì)資本；到目前為止,國內(nèi)只有少量文獻而且大都使用微

人口健康與中國長期經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

蔣 萍 田成詩 尚紅云

=摘 要> 文章在協(xié)整理論框架下對中國健康水平與長期經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證分析。結(jié)果顯示,在中國過去的50多年里,健康水平的改善不僅是經(jīng)濟增長的副產(chǎn)品,更是長期經(jīng)濟增長的促進因素。研究表明,教育水平的提高不能代替健康水平提高對經(jīng)濟增長的作用,教育與健康作為人力資本的兩個方面是緊密結(jié)合的,共同作用于長期經(jīng)濟增長。

=關(guān)鍵詞> 健康 經(jīng)濟增長 協(xié)整 人力資本

=作 者> 蔣萍 東北財經(jīng)大學國民核算研究中心,教授;田成詩 東北財經(jīng)大學人口研究所,副教授;尚紅云 東北財經(jīng)大學人口研究所,講師。

一、問題的提出

在任何經(jīng)濟中,作為人力資本的重要組成部分,人口健康狀況及變動對一國經(jīng)濟增長的影響都不容忽視。健康與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究已顯得越來越重要,定量研究則更具經(jīng)濟和社會價值。

20世紀60年代,新古典增長模型將資本從物質(zhì)資本擴大到人力資本,但初期的經(jīng)濟增長理論只是強調(diào)教育人力資本對經(jīng)濟增長的作用,較少關(guān)注健康對經(jīng)濟增長的作用。一些學者為此做了關(guān)鍵性的努力(Fogel,1994;Ehrlich等1994;Barro,1996、1997)。他們的研究表明,某一時點上的健康水平通常是之后一段時間內(nèi)經(jīng)濟增長的重要促進因素。此后的經(jīng)驗研究也進一步支持這一觀點。Ehrlich等(1991)的研究表明,0~25歲人口的存活率對經(jīng)濟增長率存在統(tǒng)計上顯著的正影響,而且這一結(jié)論適用于發(fā)達國家和發(fā)展中國家。Robert(1999)的實證分析顯示,健康可以解釋英國1790~1980年50%的經(jīng)濟增長。Mayer(2001)提供了健康與經(jīng)濟增長存在時間跨度為30年的因果關(guān)聯(lián)的有力證據(jù)。Arora(2001)考察了10個工業(yè)化國家在過去100~125年里健康對經(jīng)濟增長路徑的影響,得出健康將改變長期經(jīng)濟增長路徑的結(jié)論。而且,在控制了物質(zhì)資本投資變量之后,該結(jié)論仍然沒有大的變動。

到目前為止,國內(nèi)只有少量文獻而且大都使用微觀數(shù)據(jù)考察健康對工資收入等的影響(張車偉,2003;魏眾,2004;Liu等,2003),宏觀層面的研究較少。較具代表性的研究成果有:余長林(2006)在擴展MRW模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了內(nèi)生經(jīng)濟增長模型,得出人力資本投資結(jié)構(gòu)和數(shù)量都對經(jīng)濟產(chǎn)生重要影響的結(jié)論。鄧曲恒(2007)利用1978~1998年省級層面的面板數(shù)據(jù),得出健康對中國經(jīng)濟增長具有顯著促進作用的結(jié)論。羅凱(2006)得出中國健康人力資本與經(jīng)濟增長之間有顯著的正向關(guān)聯(lián)關(guān)系的結(jié)論。

我們知道,經(jīng)濟增長是一個較長期的過程,只有在較長的時間內(nèi)進行考察才能客觀地評價經(jīng)濟增長的動態(tài)變化,但在已有文獻中,關(guān)于健康與中國經(jīng)濟增長關(guān)系的考察在這一點上存在

人口健康與中國長期經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

著明顯的不足。相關(guān)文獻所使用的數(shù)據(jù)多為橫截面數(shù)據(jù)或較短的時序數(shù)據(jù),而橫截面數(shù)據(jù)或短期時序數(shù)據(jù)往往難以為健康對經(jīng)濟增長影響的長期效應(yīng)的考察提供充分證據(jù)。此外,我們可以明顯地觀察到新中國成立以來經(jīng)濟增長和健康變量具有的非平穩(wěn)性特征,因此,在非平穩(wěn)框架下考察二者關(guān)系顯然更恰當。但目前在非平穩(wěn)框架下進行的研究還很少見。為了彌補上述不足,本文以協(xié)整模型為分析工具并將樣本延伸到新中國成立初期,以期盡可能客觀地反映健康水平與中國長期經(jīng)濟增長的關(guān)系。

二、人口健康與長期經(jīng)濟增長關(guān)系模型的構(gòu)建

(一)變量及模型選擇

盡管在宏觀層面上目前沒有一個變量能夠概括健康的所有方面,但通�？梢酝ㄟ^一個或幾個變量來突出健康的主要特征。如Fogel(1999)用總營養(yǎng)水平作為健康的代表變量。Arora(2001)用剛出生、5歲、10歲、15歲和20歲人的期望壽命及成年人身高作為健康的代表變量。此外,還有的學者用體重/身高、嬰兒出生時的死亡率、就業(yè)人口的死亡率、人均攝取的熱量以及人口平均預期壽命等衡量健康水平。

本文的健康變量的選擇主要基于兩方面:(1)要有足夠長的樣本值,以客觀地反映健康水平和經(jīng)濟增長的長期變化;(2)能夠用總量或平均量表示,以進行宏觀分析�；谏鲜鰲l件,同時考慮到統(tǒng)計資料的限制,本文選擇人口預期壽命代表健康水平,選擇人口死亡率作為健康水平的補充指標;用人均GDP代表經(jīng)濟增長。1957~2006年健康與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)如表1所示。

從表1的數(shù)據(jù)可以看出,在中國,健康的代表變量和經(jīng)濟增長的代表變量在過去的50多年里發(fā)生了很大變化,體現(xiàn)出非平穩(wěn)特征,因此需要使用處理非平穩(wěn)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計方法。而在研究非平穩(wěn)變量的相互作用時,由Engle和Granger提出的協(xié)整理論無疑是最好的選擇。

非古典外生經(jīng)濟增長理論認為,任何刺激生產(chǎn)率的因素不會永久地改變?nèi)司a(chǎn)出的長期增長,它們對人均產(chǎn)出的刺激在長期中表現(xiàn)為錐形。對于健康來說,如果在某一時點,健康水平受到某種因素的刺激,例如,某一頗具危害的傳染病被消滅,人的健康水平得到明顯提升,此時健康會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定程度的影響并促進人均產(chǎn)出的增長,但在外生經(jīng)濟增長理論下,這種影響是短期的,健康水平的變動不會改變長期的經(jīng)濟增長率。在經(jīng)過一段時間的產(chǎn)出增長后,增長路徑又會恢復到原來的水平,而不會與長期的經(jīng)濟增長保持著協(xié)整關(guān)系。相反,在內(nèi)生性增長模型下,生產(chǎn)率的刺激因素將長期地改變?nèi)司a(chǎn)出增長率。在這一經(jīng)濟增長理論的假設(shè)下,健康水平的變化對經(jīng)濟增長的影響將不再是錐形,而是與經(jīng)濟增長率保持著長期的協(xié)整關(guān)系。

上述經(jīng)濟增長理論表明,人均GDP增長率是否與健康水平協(xié)整是考察健康水平對長期經(jīng)濟增長影響的充分必要條件。為此,我們需要采用協(xié)整模型來考察中國人口健康與長期經(jīng)濟增長的關(guān)系。人口健康與長期經(jīng)濟增長關(guān)系的協(xié)整模型可表示為:

$lnyt=L+Nlnht+Et數(shù),Et為誤差項。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗

協(xié)整是描述時間序列之間長期關(guān)系的一種統(tǒng)計性質(zhì),協(xié)整關(guān)系考察的前提是相關(guān)變量為

(1)

其中,$lnyt為人均GDP的自然對數(shù)的一階差分,ht為人口健康水平,L和N為待估計參

中國人口科學 2008年第5期

表1 健康與經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)

年份1957195819591960196119621963196419651966196719681968197019711972197319741975197619771978197919801981

預期壽命死亡率人均GDP平均受教育固定資產(chǎn)預期壽命死亡率人均GDP平均受教育固定資產(chǎn)

年份

(年)(j)(元)年限(年)投資(億元)(年)(j)(元)年限(年)投資(億元)57.057.6258.2458.8659.4860.1160.7361.3561.9762.5963.2163.8364.4565.0765.0765.766.7266.94*67.5668.1868.1268.0867.9767.9367.88

***

10.811.9814.5925.4314.2410.0210.0411.59.58.838.438.218.037.67.327.617.047.347.327.256.876.256.316.346.36

168200216218185173181208240254235222243275288292309310327316339379417460489

3.593.573.63.733.833.843.893.843.793.783.783.793.813.83.813.833.883.954.044.14.24.44.64.754.75

151.23279.06368.02416.58156.0687.28116.66165.89216.9254.8187.72151.57246.92368.08417.31412.81438.12463.92544.94523.94548.3668.72699.36910.0961.0

1982198319841985198619871988198919901991199219931994199519961997199819992000200120022003200420052006

68.0468.2168.3768.5468.6968.8669.0569.2569.4469.6469.86*70.0270.4170.6170.8071.071.2*71.471.872.172.472.773.073.3

****

6.66.96.826.786.866.726.646.546.676.76.646.646.496.576.566.516.56.466.456.436.416.46.426.516.81

525580692853956110413551512163418792287293948545576605463086551708676518214911310561123361410316084

4.995.245.495.765.926.176.426.686.977.147.147.237.327.47.477.627.657.738.078.248.288.448.498.58.52

1230.01430.01832.0

****

2543.2**3120.2**3791.74753.84410.44517.05594.58080.113072.317042.120019.322913.424941.128406.229854.7132917.7337213.4943499.9155566.6170477.4807763.6109998.2

70.22*

*

注:預期壽命數(shù)據(jù)中帶/*0部分為通過線性插值而獲得的估計值,其余來自5中國衛(wèi)生統(tǒng)計摘要6。人均GDP和死亡率來自歷年的5中國統(tǒng)計年鑒6。固定資產(chǎn)投資額來自歷年5中國統(tǒng)計年鑒6。其中,1957~1979年的固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)計范圍為全民所有制固定資產(chǎn)投資額(1979年之前,中國固定資產(chǎn)投資以全民所有制投資為主體,例如1980年全民所有制固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資總額達82%,以前的年份該比重更高)。1957~1982年的平均受教育年限來自蔡昉:5文化大革命對物質(zhì)資本和人力資本的破壞6,經(jīng)濟學(季刊),2003年第7期;劉曉紅:5人力資本存量對中國經(jīng)濟增長的貢獻率分析6,吉林大學碩士學位論文,2006年;5中國人口年鑒6和5中國統(tǒng)計年鑒6;帶/**0部分為線性插值。

一階單整,因此,首先需要對健康變量和經(jīng)濟增長變量進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗的常用方法是單位根檢驗。單位根檢驗方法很多,其中Engle與Granger的基于殘差的ADF檢驗是最常用的檢驗方法。ADF檢驗的原理為:假定時間序列{lt}是一個k階自回歸過程,再通過增加一些滯后的差分項來解決誤差項的高階序列相關(guān)問題:

k

$lt=Blt-1+jED0+B1t+Cj$lt-j+et

=1

(2)

其中,$lt為序列l(wèi)t的一階差分,$lt-j為lt的一階差分的第j期滯后項,BBC、D0、1、j為待估參數(shù),et為服從獨立同分布的白噪聲過程,t為趨勢項。原假設(shè)H0是C=0,即lt有一個單位根,是非平穩(wěn)的。在檢驗中,本文采用麥金農(nóng)臨界值。解釋自相關(guān)性的最優(yōu)滯后期k的選取標準為:保證殘差項不相關(guān)的前提下,同時采用AIC準則與SC準則,將使二者同時為最小值時

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的k作為最佳滯后期。在ADF檢驗中還存在一個問題,即檢驗回歸中包括常數(shù),常數(shù)和線性趨勢,或二者都不包括。本文選擇標準是通過變量的時序圖觀察,如果序列表現(xiàn)出趨勢特征,則序列回歸中應(yīng)既有常數(shù)又有趨勢。如果序列沒有任何趨勢且有非零均值,則回歸中僅有常數(shù)。如果序列在零均值波動,則回歸中應(yīng)既不含有常數(shù)又不含有趨勢。ADF檢驗結(jié)果如表2所示。 從表2的單位根檢驗結(jié)果可以看出,健康變量和經(jīng)濟增長變量有相似的短期特征,它們的水平值在5%與1%顯著性水平下是非平穩(wěn)的,但一階差分序列是平穩(wěn)的,即變量經(jīng)過一階差分,在5%與1%顯著性水平下均為平穩(wěn)序列。

在我們分析的樣本期內(nèi),中國人口健康水平和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)

的非平穩(wěn)性是非常顯著的,它們均為含有一個單位根的非平穩(wěn)序列。

(三)長期均衡關(guān)系檢驗

關(guān)于長期均衡關(guān)系(協(xié)整)的檢驗與估計目前有許多具體的技術(shù)模型,其中,Engle與Granger建議使用的兩階段回歸法由于易于計算而被廣泛采用。

根據(jù)Engle和Granger(1987),對于同階單整的非平穩(wěn)時間序列Xt和Yt來說,若存在一個非零常數(shù)b使得Yt-bXt為平穩(wěn)序列,則Yt能被估計為以下回歸形式:

Yt=A+BXt+E(3)t

其中,A和B為待估參數(shù),Et為誤差項。根據(jù)Engle和Granger,檢驗兩個變量的協(xié)整,必須使用ADF檢驗來自式(3)的誤差項Et。具體的協(xié)整檢驗是基于下面的回歸形式:

k

表2 健康與經(jīng)濟增長變量的單位根檢驗

變量lnx1vlnx1lnx2vlnx2vlny$2lny

------

ADF值1.8742557.5234952.4321308.0756522.7834826.154389

檢驗類型

1%臨界值5%臨界值

(c,t,n)(c,t,2)(c,t,0)(c,t,3)(c,t,0)(c,t,2)(c,t,1)

------

DW2.0211072.0657892.0470682.0234512.0431092.045879

是否平穩(wěn)

否是否是否是

3.86364.07674.09484.19614.09484.1961

------

3.05293.42363.21423.54233.21423.5423

注:x1表示預期壽命,x2表示人口死亡率,y表示人均GDP。

Et-1+EG$Et=Gj$Et-j+8t

j=1

(4)

其中,G和Gj為待估參數(shù),$Et為Et的一階差分,$Et-j為Et的一階差分的第j期滯后項,k為滯后期,k的選擇要使8t不存在序列自相關(guān)。如果參數(shù)G=0的原假設(shè)被拒絕,則意味著Xt和Yt的協(xié)整關(guān)系存在。

三、健康水平影響長期經(jīng)濟增長的結(jié)果分析

為了避免健康變量和經(jīng)濟增長變量之間存在的序列相關(guān)和方差的奇異性,我們使用由Whitney和Kenneth提出的動態(tài)DLS估計方法,其估計方程為:

m

$lnyt=L+Nlnht+E

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