1、中国转型时期人口因素对省际经济增长差异的实证分析中国转型时期人口因素对省际经济增长差异的实证分析 摘要：以改革后我国各地区人口和人均国内生产总值数据为基础，通过对面板数据进行ADF检验、Johansen检验和Granger因果关系检验，结果显示人口增长与经济增长之间并不存在长期稳定关系。进一步对各地区人口素质、人口流动与省际经济增长关系的考查显示，人口素质的提高和流动性的加强与中国各地区的增长趋势基本一致。 关键词：人口；地区经济增长；VAR协整模型；葛兰杰因果检验；动态分析 中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1005-2674(2007)08-0051-05 人口与经济增长的关
2、系是学术界长期探讨的问题之一，长期以来许多学者做了大量的考查。中国既是一个人口大国，改革开放后虽然采取了控制人口的措施，但由于人口基数大，仍然保持着快速增长，同时改革开放以来经济增长也持续保持世界前列，然而，两者之间是否存在长期稳定关系，人口到底通过什么方式影响经济增长呢？本文拟通过实证方式进行探讨。 一、文献综述 人口与经济增长之间关系的争论可以追溯到1798年马尔萨斯出版人口原理一书，根据马的模型分析，从两个方面引起了人们的警觉：高速的经济增长通过刺激早婚和高生育率、降低营养失调和其它影响健康的因素而引起了人口的急剧增长；另一方面，人口的大量增长通过边际报酬递减规律的作用抑制经济增长（BE
3、CKER，1999）。关于人口增长对经济增长的争论大致分为马尔萨斯派和反马尔萨斯派。然而，现在看来，人口的大量增长与食物供给关系不大，而是给国内储蓄、外汇和人力资源的形成构成了约束条件（MEIER，1995）。 人口和经济增长的关系是比较复杂的，从历史上来考查，人口与经济增长的因果关系也是模糊不清的。最近20多年来，认为应辩证分析人口与经济增长关系的观点开始受到重视。 比较有代表性的成果有，卡洛.M.奇波拉（1978）认为大量的人口意味着实行分工与规模经济的可能性也比较大，这些可能性有助于人均收入的增长，提高生活水平和改善教育状况。Becker（1999）用理论模型证明了人口对生产率同时存在着
4、正面和负面的影响。Payne等（1997）对13个欠发达国家进行实证分析后认为，只有斯里兰卡、秘鲁和阿根廷的人口数量与经济增长存在长期稳定关系。Darrat（1999）通过对20个发展中国家的实证研究，认为在经济发展的初期阶段，人口的快速增长可能是贫穷的结果而不是导致贫穷的原因。而当经济发展到较高阶段后，人口在经济增长过程趋向于成为一个独立的外生变量。Thornton(2001)对拉丁美洲所有国家的实证研究发现，除秘鲁外，其他国家的人口与经济增长并无长期稳定关系。 蔡日方HT5等（2001）通过对我国人口密度与地区经济发展进行具体分析，认为人口可能促进经济发展，也可能阻碍经济发展。就影响经济的
5、方式来说，可能影响经济增长率，也可能影响经济结构，还可能间接地通过其他因素影响经济发展。胡鞍钢（1999）使用回归分析技术,根据我国30个省区市1979-1994年的相关数据,计算了发展的初始条件(即1978年的人均GDP)、区位条件、基础设施、资本投入、人口增长、人口质量等因素对经济增长的影响。在4个多元回归方程中,作为自变量之一人口增长率的回归系数均为负值,在-0.159至-0.136之间。他据此得出结论:人口增长率每降低1个千分点,人均GDP增长率可提高0.136-0.159个百分点。而王谦和郭震威（2001）认为，在我国控制人口增长有利于经济发展,这一点毋庸质疑。但是,现有的研究还不能
6、完全揭示人口与经济相互作用的内在机制,由于数据质量、分析方法、样本有限等问题，尚不能准确反映人口变动与经济增长有关指标的数量关系。 从目前文献搜集来看，对人口增长与经济增长之间关系的研究是非常有限的。就中国的研究现状来看，存在着以下几个不足之处：第一，现存的研究都把全国的总人口与经济增长进行考查，这种笼统的分析就没有考虑到中国地区差距的具体情况；第二，从研究方法来看，现存的研究使用回归分析，这种分析方法也存在着问题，首先，人口和经济增长（人均GDP增量）数据并非是一个平稳系列，人口表现为平衡而经济增长经常是非平稳的，不能盲目用回归分析。其次，人口和经济增长并不必然表现为前因后果的关系，从国外研
7、究更一般地看，这两个变量可能或不可能存在因果关系，以前因后果关系作为假设必然伪回归。而且，以往的研究往往偏重于时间系列的简单分析，或是不同部门的数据，没有考虑长期相关分析结构突变的可能性。 为了准确考查改革开放后中国各地区人口与经济增长之间的关系，本文首先对各地区数据进行了平稳性（ADF）检验，接着对差分后同阶平衡的地区运用Johansen（1988）协整模型分析人口与经济增长之间的长期关系。另外，本文进行了人口和经济增长之间的GRANGER因果关系检验。 二、数据及方法 本文各地区的人口(POP)和人均国内生产总值(Y/POP)数据均来自CCER经济金融研究数据库，人均GDP以实际值计算(1
8、978年为基年)。为了保持数据的平稳，排除了西藏的数据，重庆的数据并入四川省计算。 数据处理过程分为三个步骤：第一步，实证的研究多是从单位根测试开始，单位根测试的目的是用来检验一个系列的平稳性，这是避免伪回归的第一步。通过使用ADF（Augmented Dickey-fuller test）检验决定系列整合的阶，检验中采用参数方法，解决了异质性和误差项的系列相关。根据Engle和Granger(1987)的定义，整合于相同阶的系列会出现协整关系。协整关系的系列在短期可能会产生相互漂移，但在长期中他们的趋势将趋于稳定。本文分别进行了水平、一阶和二阶平稳性检验。ADF检验的方程为： 但是，单位根检
9、验也存在着争论。Holden和Perlman(1994)认为使用Johansen（1988）最大似然估计方法对单位根检验的必要性提出了怀疑，因为两个变量之间协整关系的存在本身就意味着单位根的存在。因此，第二步中使用Johansen方法对系列进行了协整分析。近来的研究认为，Johansen协整技术的结果对滞后项比较敏感，被用来执行协整向量参数检验的似然比值对向量自回归滞后项是比较敏感的。因此，本文VAR模型的滞后长度通过使用施瓦茨信息准则（SBC）决定。在每一种情况下，VAR包含一个常量及相关系列的目前值和滞后值。最后一步，执行了葛兰杰因果测试（Granger,1988），由于单位根引起的争论，
10、本文使用了一步误差相关模型，通过包含人口和实际人均GDP水平进入方程，模型清晰地刻画它们之间的长期关系。方程如下： 是差分算子，（Y/POP）是人均国内生产总值，POP是总人口，和是零均值、系列不相关的随机误差项。在方程1中，如果?吉?i不为零，POP则是(Y/POP)的葛兰杰原因；同样，在方程2中，如果i不为零，则(Y/POP)是POP的葛兰杰原因。为了进行葛兰杰因果测试，零假设条件为系数i、?吉?i、i、i分别为零，在零假设情况下计算了F-统计量的值。由于葛兰杰因果检验的结果对滞后期特别敏感，我们同样用SBC方法确定了滞后项。 三、结果及讨论 表1 ADF单位根检验结果 注：本表中ADF检
11、验采用Eviews5.0软件计算，计算中并没有带趋势项；*表示1%的显著性水平下的临界值；*表示5%的显著性水平下的临界值。 由表1的结果可以看出，所有变量的水平序列都是非平稳的，人均国内生产总值普遍表现出二阶的平稳性，即属于I(2)序列，而一部分地区的人口表现为I(1)，另一部分地区人口表现为I(2)。只有黑龙江、湖北、江苏、辽宁、青海、陕西、山东、山西和云南九个地区同时表现出二阶差分稳定性。由于不平稳的时间序列不能直接进行回归，否则会产生伪回归。根据协整理论，如果涉及到的变量都是同阶差分平稳的，且它们的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整关系，需要通过协整检验来验证各变量是否存在
12、协整关系，也即变量之间是否存在长期均衡关系，表2是对上述九个地区人口和经济增长变量进行协整检验的结果。 表2 基于VAR的Johansen协整检验结果 注：本表Johansen运用Eviews5.0软件计算，在计算中采取无约束的截距项和不带趋势项。max表示最大特征值，k的取值由施瓦茨信息准则（SWC）决定；*表示5%的临界值水平；*表示1%的临界值。 由表2的Johansen协整检验结果可以看出，除了黑龙江、湖北和山西省的检验结果存在着协整关系外，其它同阶单整的6个省份均不存在协整关系。初步说明人口和经济增长之间不存在普通的长期稳定的关系。 根据表3中的检验结果，湖北的人口与经济增长互为因果
13、关系，辽宁和山西均出现经济增长是人口的原因，即经济增长促进了人口增长，而黑龙江则呈现出人口促进了经济增长，其它省份均不存在两变量之间的因果关系。 因此，通过以上对各地区的人口与经济增长两变量之间的JOHANSEN检验和GRANGER 因果关系检验结果来看，我国绝大多数地区的人口与经济增长之间并不表现为协整关系，同时也没有表现为相互之间的因果关系。据此可以说明，人口数量与经济增长之间并未表现出稳定而长期的相关性，即人口并不是通过数量的增长对经济增长产生了影响。 表3 葛兰杰因果检验结果 四、进一步分析 本节将抛开其它原因的分析而将重点放在对人口流动与地区差距影响趋势和效果的讨论上。为了清晰观察我
14、国收入差距变化情况，我们选择了Gini系数和Theil指数两个指标。从图1中Gini系数和Theil指数上来看,改革开放以来我国的地区经济增长以1990年为转折点呈现出先收敛、后发散的趋势。与中国经济差距变动相一致的是，中国省际间流动人口量的变动也经历了一个先增加、后减少、再增加的过程。总体上观察，中国人口流动地区分布差异与经济增长地区差距具有很高的关联度。 从图1我们可以看出, 东西部、中西部的净流入人口数量的差距与东中部差距相比显示出巨大的差距,这种现象从改革后到现在一直存在。1979年东西部和中西部的差距分别达到520 万人和410万人，其后这两大地带间的差距一直呈下降趋势。除了1985
15、-1987年期间暂时性出现东西部差距低于中西部差距外，其他年份东西部差距都完全高于中西部差距,但比较上来看，东中部之间人口流动数量的差距最小。 从图1也清楚地显示出，代表地区发展差距的锡尔指数变化曲线与东中部、中西部净流动人口数量差距曲线在形状具有很好的同步性，证明了人口流动对地区差距的影响。受到人口流动地区分布的影响，更多的人口流向东部沿海地区而不是中西部地区，大量充足劳动力的增加必然促进东部的经济增长，这从1990年代地区差距与东中部净流动人口差距的对比趋势上看得很明显，因此也形成了改革开放后我国地区差距先缩小后扩大的趋势。1987年，东中部净流动人口的差距达到极低点，大约为90万人，同时
16、，锡尔指数1990年达到最低点0.13，此后东中部净流动人口差距增加到2004年的65万人, 而锡尔指数则逐年增加到2004年的0.21。因此，可以看出这样一条规律，即人口净流动数量差距越大时，地区发展的差距越大；当人口净流动数量差距越小时，地区发展差距也越小。这也说明人口流动对于缩小地区差距起着关键作用，人口流动与经济增长的地区差异存在着显著的关系。 参考文献： 1Becker G.S., Glaeser E.L. & Murphy K.(1999), Population and economic growth, American Economic Review, Vol.89, No.2
17、. 2Meier. (1995), Leading issues in economic development. 6th ed. New-York: Oxford University Press. 3王谦,郭震威.人口增长对经济增长的影响分析J.人口研究,2001，(3). 4Thirlwall. (1994), Growth and Development. Basingstoke: Macmillan Press. 5意卡洛.奇波拉.世界人口经济史M.北京:商务印书馆,1993.101. 6Payne J.E. & Ewing B.T.(1997), Population and ec
18、onomic growth: a cointegration analysis of lesser developed countries, Applied Economics Letters, NO.4. 7蔡日方HT5”K,王美艳,都阳.人口密度与地区经济发展J.浙江社会科学.2001，(6). 8胡鞍钢.中国发展报告:社会与发展中国社会发展地区差距研究M.浙江人民出版社，1999. 9王谦,郭震威.人口增长对经济增长的影响分析J.人口研究,2001，(1). 10Johansen.(1998) Statistical Analysis of Cointegration Vectors, Journal of Economic Dynamics and Control12, no.2-3. 11Engle and Granger.(1987),Cointegration and Error Correction: Representation, Estimation, and Testing, Econometrica 55, no.2. 责任编辑：郑洪昌 “本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”
