本文關(guān)鍵詞：人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究；蔣萍田成詩(shī)尚紅云；=摘要>文章在協(xié)整理論框架下對(duì)中國(guó)健康水平；=關(guān)鍵詞>健康經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)整人力資本；=作者>蔣萍東北財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)民核算研究中心,；一、問(wèn)題的提出；在任何經(jīng)濟(jì)中,作為人力資本的重要組成部分,人口健；20世紀(jì)60年代,新古典增長(zhǎng)模型將資本從物質(zhì)資本；到目前為止,國(guó)內(nèi)只有少量文獻(xiàn)而且大都使用微

人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

蔣 萍 田成詩(shī) 尚紅云

=摘 要> 文章在協(xié)整理論框架下對(duì)中國(guó)健康水平與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果顯示,在中國(guó)過(guò)去的50多年里,健康水平的改善不僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的副產(chǎn)品,更是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)因素。研究表明,教育水平的提高不能代替健康水平提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,教育與健康作為人力資本的兩個(gè)方面是緊密結(jié)合的,共同作用于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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

=作 者> 蔣萍 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)民核算研究中心,教授;田成詩(shī) 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)人口研究所,副教授;尚紅云 東北財(cái)經(jīng)大學(xué)人口研究所,講師。

一、問(wèn)題的提出

在任何經(jīng)濟(jì)中,作為人力資本的重要組成部分,人口健康狀況及變動(dòng)對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都不容忽視。健康與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究已顯得越來(lái)越重要,定量研究則更具經(jīng)濟(jì)和社會(huì)價(jià)值。

20世紀(jì)60年代,新古典增長(zhǎng)模型將資本從物質(zhì)資本擴(kuò)大到人力資本,但初期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論只是強(qiáng)調(diào)教育人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,較少關(guān)注健康對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。一些學(xué)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(shí)點(diǎn)上的健康水平通常是之后一段時(shí)間內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要促進(jìn)因素。此后的經(jīng)驗(yàn)研究也進(jìn)一步支持這一觀點(diǎn)。Ehrlich等(1991)的研究表明,0~25歲人口的存活率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率存在統(tǒng)計(jì)上顯著的正影響,而且這一結(jié)論適用于發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家。Robert(1999)的實(shí)證分析顯示,健康可以解釋英國(guó)1790~1980年50%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Mayer(2001)提供了健康與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在時(shí)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(gè)工業(yè)化國(guó)家在過(guò)去100~125年里健康對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑的影響,得出健康將改變長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(méi)有大的變動(dòng)。

到目前為止,國(guó)內(nèi)只有少量文獻(xiàn)而且大都使用微觀數(shù)據(jù)考察健康對(duì)工資收入等的影響(張車(chē)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(zhǎng)林(2006)在擴(kuò)展MRW模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型,得出人力資本投資結(jié)構(gòu)和數(shù)量都對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重要影響的結(jié)論。鄧曲恒(2007)利用1978~1998年省級(jí)層面的面板數(shù)據(jù),得出健康對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著促進(jìn)作用的結(jié)論。羅凱(2006)得出中國(guó)健康人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)較長(zhǎng)期的過(guò)程,只有在較長(zhǎng)的時(shí)間內(nèi)進(jìn)行考察才能客觀地評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)變化,但在已有文獻(xiàn)中,關(guān)于健康與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的考察在這一點(diǎn)上存在

人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

著明顯的不足。相關(guān)文獻(xiàn)所使用的數(shù)據(jù)多為橫截面數(shù)據(jù)或較短的時(shí)序數(shù)據(jù),而橫截面數(shù)據(jù)或短期時(shí)序數(shù)據(jù)往往難以為健康對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的長(zhǎng)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(guó)成立以來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dāng)。但目前在非平穩(wěn)框架下進(jìn)行的研究還很少見(jiàn)。為了彌補(bǔ)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(guó)成立初期,以期盡可能客觀地反映健康水平與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

二、人口健康與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(méi)有一個(gè)變量能夠概括健康的所有方面,但通�？梢酝ㄟ^(guò)一個(gè)或幾個(gè)變量來(lái)突出健康的主要特征。如Fogel(1999)用總營(yíng)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(xué)者用體重/身高、嬰兒出生時(shí)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(yù)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(zhǎng)的樣本值,以客觀地反映健康水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期變化;(2)能夠用總量或平均量表示,以進(jìn)行宏觀分析�；谏鲜鰲l件,同時(shí)考慮到統(tǒng)計(jì)資料的限制,本文選擇人口預(yù)期壽命代表健康水平,選擇人口死亡率作為健康水平的補(bǔ)充指標(biāo);用人均GDP代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。1957~2006年健康與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó),健康的代表變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表變量在過(guò)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(jì)方法。而在研究非平穩(wěn)變量的相互作用時(shí),由Engle和Granger提出的協(xié)整理論無(wú)疑是最好的選擇。

非古典外生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為,任何刺激生產(chǎn)率的因素不會(huì)永久地改變?nèi)司a(chǎn)出的長(zhǎng)期增長(zhǎng),它們對(duì)人均產(chǎn)出的刺激在長(zhǎng)期中表現(xiàn)為錐形。對(duì)于健康來(lái)說(shuō),如果在某一時(shí)點(diǎn),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(shí)健康會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一定程度的影響并促進(jìn)人均產(chǎn)出的增長(zhǎng),但在外生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論下,這種影響是短期的,健康水平的變動(dòng)不會(huì)改變長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。在經(jīng)過(guò)一段時(shí)間的產(chǎn)出增長(zhǎng)后,增長(zhǎng)路徑又會(huì)恢復(fù)到原來(lái)的水平,而不會(huì)與長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持著協(xié)整關(guān)系。相反,在內(nèi)生性增長(zhǎng)模型下,生產(chǎn)率的刺激因素將長(zhǎng)期地改變?nèi)司a(chǎn)出增長(zhǎng)率。在這一經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的假設(shè)下,健康水平的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響將不再是錐形,而是與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率保持著長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

上述經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論表明,人均GDP增長(zhǎng)率是否與健康水平協(xié)整是考察健康水平對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的充分必要條件。為此,我們需要采用協(xié)整模型來(lái)考察中國(guó)人口健康與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。人口健康與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整模型可表示為:

$lnyt=L+Nlnht+Et數(shù),Et為誤差項(xiàng)。

(二)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

協(xié)整是描述時(shí)間序列之間長(zhǎng)期關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)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(duì)數(shù)的一階差分,ht為人口健康水平,L和N為待估計(jì)參

中國(guó)人口科學(xué) 2008年第5期

表1 健康與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)數(shù)據(jù)

年份1957195819591960196119621963196419651966196719681968197019711972197319741975197619771978197919801981

預(yù)期壽命死亡率人均GDP平均受教育固定資產(chǎn)預(yù)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(yù)期壽命數(shù)據(jù)中帶/*0部分為通過(guò)線(xiàn)性插值而獲得的估計(jì)值,其余來(lái)自5中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)摘要6。人均GDP和死亡率來(lái)自歷年的5中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒6。固定資產(chǎn)投資額來(lái)自歷年5中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒6。其中,1957~1979年的固定資產(chǎn)投資的統(tǒng)計(jì)范圍為全民所有制固定資產(chǎn)投資額(1979年之前,中國(guó)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(huì)固定資產(chǎn)投資總額達(dá)82%,以前的年份該比重更高)。1957~1982年的平均受教育年限來(lái)自蔡昉:5文化大革命對(duì)物質(zhì)資本和人力資本的破壞6,經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2003年第7期;劉曉紅:5人力資本存量對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分析6,吉林大學(xué)碩士學(xué)位論文,2006年;5中國(guó)人口年鑒6和5中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒6;帶/**0部分為線(xiàn)性插值。

一階單整,因此,首先需要對(duì)健康變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的常用方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法很多,其中Engle與Granger的基于殘差的ADF檢驗(yàn)是最常用的檢驗(yàn)方法。ADF檢驗(yàn)的原理為:假定時(shí)間序列{lt}是一個(gè)k階自回歸過(guò)程,再通過(guò)增加一些滯后的差分項(xiàng)來(lái)解決誤差項(xiàng)的高階序列相關(guān)問(wèn)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(xiàng),BBC、D0、1、j為待估參數(shù),et為服從獨(dú)立同分布的白噪聲過(guò)程,t為趨勢(shì)項(xiàng)。原假設(shè)H0是C=0,即lt有一個(gè)單位根,是非平穩(wěn)的。在檢驗(yàn)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(biāo)準(zhǔn)為:保證殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下,同時(shí)采用AIC準(zhǔn)則與SC準(zhǔn)則,將使二者同時(shí)為最小值時(shí)

人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

的k作為最佳滯后期。在ADF檢驗(yàn)中還存在一個(gè)問(wèn)題,即檢驗(yàn)回歸中包括常數(shù),常數(shù)和線(xiàn)性趨勢(shì),或二者都不包括。本文選擇標(biāo)準(zhǔn)是通過(guò)變量的時(shí)序圖觀察,如果序列表現(xiàn)出趨勢(shì)特征,則序列回歸中應(yīng)既有常數(shù)又有趨勢(shì)。如果序列沒(méi)有任何趨勢(shì)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(dòng),則回歸中應(yīng)既不含有常數(shù)又不含有趨勢(shì)。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。 從表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,健康變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guò)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(guó)人口健康水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)數(shù)據(jù)

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

(三)長(zhǎng)期均衡關(guān)系檢驗(yàn)

關(guān)于長(zhǎng)期均衡關(guān)系(協(xié)整)的檢驗(yàn)與估計(jì)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(jì)算而被廣泛采用。

根據(jù)Engle和Granger(1987),對(duì)于同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列Xt和Yt來(lái)說(shuō),若存在一個(gè)非零常數(shù)b使得Yt-bXt為平穩(wěn)序列,則Yt能被估計(jì)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(xiàng)。根據(jù)Engle和Granger,檢驗(yàn)兩個(gè)變量的協(xié)整,必須使用ADF檢驗(yàn)來(lái)自式(3)的誤差項(xiàng)Et。具體的協(xié)整檢驗(yàn)是基于下面的回歸形式:

k

表2 健康與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量的單位根檢驗(yàn)

變量lnx1vlnx1lnx2vlnx2vlny$2lny

------

ADF值1.8742557.5234952.4321308.0756522.7834826.154389

檢驗(yàn)類(lèi)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(yù)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(xiàng),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(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)果分析

為了避免健康變量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dòng)態(tài)DLS估計(jì)方法,其估計(jì)方程為:

m

$lnyt=L+Nlnht+E

  本文關(guān)鍵詞：人口健康與中國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。