我國人口自然增長率影響因素的實(shí)證研究

●郭昱

我國人口自然增長率影響因素的實(shí)證研究

●郭昱

人口問題是人類社會發(fā)展過程中需要統(tǒng)籌解決的主要問題之一。文章通過Eviews建立人口自然增長率OLS回歸模型，并在保證沒有多重共線性、異方差性與自相關(guān)性，且模型通過協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型。結(jié)果為，長期來看，人均GDP、城鎮(zhèn)化水平①、每千人醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)影響人口自然增長率；短期來看，只有每千人醫(yī)療衛(wèi)生床位數(shù)影響人口自然增長率。最后提出，控制人口增長，要加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)人口整體素質(zhì)。

人口自然增長率 OLS回歸模型 協(xié)整 誤差修正模型 政策建議

中國共產(chǎn)黨十八屆三中全會關(guān)于《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》中提出，堅(jiān)持計(jì)劃生育的基本國策，啟動實(shí)施一方是獨(dú)生子女的夫婦可生育兩個(gè)孩子的政策，促進(jìn)人口長期均衡發(fā)展。但是，由于我國人口基數(shù)過于龐大，每年出生人口仍有800萬至1000萬，相當(dāng)于2年產(chǎn)生1個(gè)澳大利亞的人口，6年產(chǎn)生1個(gè)英國的人口。人口問題仍是我國的長期問題，是關(guān)系我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的關(guān)鍵性因素。因此有必要研究在新形勢下人口自然增長率影響因素，為我國計(jì)劃生育政策制定提出理論依據(jù)。

一、人口自然增長率影響因素的理論分析

影響人口自然增長的因素既有政策性因素如計(jì)劃生育政策的實(shí)施，又有非政策性因素如經(jīng)濟(jì)因素、文化因素及醫(yī)療衛(wèi)生等因素。經(jīng)濟(jì)因素對人口自然增長的作用主要表現(xiàn)在它決定了人口的增殖條件和生存條件，通過改變?nèi)丝诘某錾屎退劳雎蕘碛绊懭丝诘淖匀辉鲩L率。在現(xiàn)代生產(chǎn)力水平下，人口的自然增長率往往隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高而下降。GDP是衡量一個(gè)國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要指標(biāo)，也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標(biāo)志。由此選擇了人均GDP來作為國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)整體實(shí)力的衡量指標(biāo)。

工業(yè)化與城鎮(zhèn)化也是影響人口自然增長的一大經(jīng)濟(jì)因素。工業(yè)化與城鎮(zhèn)化呈正相關(guān)關(guān)系，前者是后者的主要推動因素之一。伊斯特林等人認(rèn)為，“城市化促進(jìn)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)社會向現(xiàn)代工業(yè)社會轉(zhuǎn)變，從而會沖擊傳統(tǒng)婚育觀念；同時(shí)就業(yè)競爭和生活不安定會促使進(jìn)城人口推遲婚育年齡；人們脫離鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)變到城市生活比較容易接受生育控制等?！?/p>

農(nóng)業(yè)人口是與城鎮(zhèn)化一個(gè)相對的概念，一般認(rèn)為農(nóng)業(yè)人口與人口增長呈正相關(guān)關(guān)系，由于農(nóng)村生活條件、社會保障等問題使得農(nóng)村養(yǎng)兒防老觀念嚴(yán)重，因此農(nóng)業(yè)人口比也是影響生育率的重要因素。

文化水平和醫(yī)療衛(wèi)生因素更多地影響人們的生育觀和人口的死亡率，進(jìn)而影響人口自然增長率。隨著科學(xué)文化水平的提高，人們更加注重自身及其后代各項(xiàng)素質(zhì)的提高，少生優(yōu)育，把有限的收入用于將子女培養(yǎng)成具有更高科學(xué)文化素質(zhì)的現(xiàn)代人。因此采取節(jié)育措施成為影響生育率的重要因素，節(jié)育分為主動節(jié)育和被動節(jié)育，因?yàn)橹鲃庸?jié)育的數(shù)據(jù)并不方便獲得，故選擇綜合節(jié)育率作為一個(gè)指標(biāo)。醫(yī)學(xué)的進(jìn)步和醫(yī)療衛(wèi)生事業(yè)的發(fā)展使得因各種疾病致死的死亡率下降，從而降低人口死亡率，同時(shí)對控制生育和實(shí)行優(yōu)生優(yōu)育有著積極的作用。故選擇每千人醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)作為衡量醫(yī)療衛(wèi)生水平的指標(biāo)。

二、模型設(shè)計(jì)和數(shù)據(jù)來源

1.模型設(shè)立。根據(jù)上述分析，解釋變量選取六個(gè)，分別為：人均GDP、工業(yè)增加值、城鎮(zhèn)化水平、農(nóng)業(yè)人口比、每千人醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)和綜合節(jié)育率，分別用X1、X2、X3、X4、X5、X6代表。

被解釋變量為：人口自然增長率，用Y1代表

根據(jù)解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系。建立如下回歸方程：

其中：β1表示其他條件不變時(shí)，人均GDP每變動一個(gè)單位會導(dǎo)致人口自然增長率變動β1個(gè)單位；β2表示在其他條件不變時(shí)，工業(yè)增加值每變動一個(gè)單位會導(dǎo)致人口自然增長率變動β2個(gè)單位；β3表示其他條件不變時(shí)，城鎮(zhèn)化比例每變動一個(gè)單位會導(dǎo)致人口自然增長率變動β3個(gè)單位；β4、β5、β6依次類推。

2.數(shù)據(jù)來源。選取計(jì)劃生育政策開始實(shí)施之后，即1980年—2011年的時(shí)序數(shù)據(jù)（共32年）進(jìn)行研究。原始數(shù)據(jù)來源于2012中國統(tǒng)計(jì)年鑒和2012中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、模型估計(jì)與結(jié)論

1.模型估計(jì)。利用Eviews軟件，用OLS初次回歸，得方程如下：

由上述結(jié)果可以看出，解釋變量的t值不顯著，而且X1、X2的系數(shù)太小，考慮到人均GDP、工業(yè)增加值與其余解釋變量的數(shù)據(jù)間量綱差距過大，故將X1、X2取對數(shù)，再進(jìn)行一次回歸。此時(shí)，模型變?yōu)椋?/p>

其中：β1表示人均GDP對人口自然增長率的彈性系數(shù)，即其余條件不變時(shí)，人均GDP變動1%，人口自然增長率變動β1%，β2表示工業(yè)增加值對人口自然增長率的彈性系數(shù)，即其余條件不變時(shí)，工業(yè)增加值變動1%，人口自然增戰(zhàn)略變動β2%。其余回歸系數(shù)意義不變。

利用Eviews軟件，用OSL再次回歸，得方程如下：

表1 全國人口自然增長率及影響因素

2.初步結(jié)論。從回歸結(jié)果可以看出，lnX1與X4的回歸系數(shù)與預(yù)期不相符，故模型可能存在多重共線性，需進(jìn)一步修正。

回歸方程的擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量非常顯著，但是解釋變量X6沒有通過系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，說明其在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，故解釋變量之間可能存在嚴(yán)重的多重共線性。DW=1. 169372，查表1可知，di=1.041，du=1.909，di＜DW＜du故模型不能判斷是否存在自相關(guān)，需進(jìn)一步調(diào)整驗(yàn)證。

四、模型的檢驗(yàn)與修正

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

1.變量的單位根檢驗(yàn)。對lnX1進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得出結(jié)論是序列l(wèi)nX1為一階差分平穩(wěn)的，故序列l(wèi)nX1是一階單整的。同理，對其余變量也進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，均在5%的顯著性水平下得出結(jié)論，由于多數(shù)變量的非平穩(wěn)性，故要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢查上述模型是否可以描述人口自然增長率變動影響因素的長期均衡關(guān)系。

2.原始模型的協(xié)整檢驗(yàn)。利用Eviews將回歸方程（2）的殘差resid賦值給e，對序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。并且在對話框中選擇原序列（level），不含趨勢項(xiàng)與漂移項(xiàng)（None）。檢驗(yàn)結(jié)果表明，可在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)，回歸模型通過協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）古典假設(shè)的檢驗(yàn)。

1.多重共線性檢驗(yàn)及處理。

（1）多重共線性的檢驗(yàn)。運(yùn)用初步觀察法：lnx1與x4前面的回歸系數(shù)與預(yù)期不相符?；貧w方程的擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量非常顯著，但是解釋變量X6沒有通過系數(shù)顯著性檢驗(yàn)，說明其在統(tǒng)計(jì)上都不顯著，故解釋變量之間可能存在嚴(yán)重的多重共線性。

檢驗(yàn)法：用Eviews的rorelations命令做出變量間相關(guān)系數(shù)矩陣，可發(fā)現(xiàn)，lnX1、lnX2、X3、X4之間的相關(guān)系數(shù)都超過了回歸方程的可決系數(shù)與修正可決系，說明這幾個(gè)變量間存在很高的相關(guān)性，原模型中存在多重共線性。

（2）逐步回歸法處理多重共線性。分別作Y對lnX1、lnX2、X3、X4、X5、X6的一元回歸。結(jié)果表明，加入lnX1、lnX2、X3時(shí)的可決系數(shù)都很大，故考慮其重要性，以lnX1為基礎(chǔ)，順次加入其它變量逐步回歸。經(jīng)比較，新加入lnX2的回歸方R2=0.903308改進(jìn)最大，而且各個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，故選擇保留lnX2。。再在lnX1、lnX2的基礎(chǔ)上加入其它變量逐步回歸，逐步回歸第三次加入變量X5，逐步回歸第四次加入變量X3。

通過逐步回歸法修正多重共線性最后模型變?yōu)椋?/p>

可知，回歸方程的擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量非常顯著，各個(gè)解釋變量也都通過了t檢驗(yàn)，DW=0.833121，查表1可知，d1=1.177，du=1.732，DW＜d1故模型存在正自相關(guān)，而模型是否存在異方差，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。

2.異方差檢驗(yàn)及處理。

（1）殘差圖法檢驗(yàn)異方差。做關(guān)于時(shí)間序列的圖，得出結(jié)論是，殘差平方對時(shí)間序列的散點(diǎn)圖有很明顯的波動，故大致判斷該回歸方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差。

（2）White法檢驗(yàn)異方差。

輔助函數(shù)為：

White檢驗(yàn)結(jié)果為：nR2=22.81828（prob=0.0439），可知，在a=0.05下，拒絕原假設(shè)，不拒絕備擇假設(shè)，認(rèn)為模型存在異方差。

（3）加權(quán)最小二乘法（WLS）修正異方差。將權(quán)數(shù)取為W=1/σ2，用1/e2作為其無偏估計(jì)。用Eviews進(jìn)行修正，然后對修正后的模型進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)，修正后的模型為：

3.自相關(guān)檢驗(yàn)

故模型不存在自相關(guān)。

（三）誤差修正模型

1.最終模型的協(xié)整檢驗(yàn)。利用Eviews將回歸方程（4）的殘差resid賦值給e，對序列e進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。并且在對話框中選擇原序列（level），不含趨勢項(xiàng)與漂移項(xiàng)（None）。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，可在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)，故回歸模型通過協(xié)整檢驗(yàn)。

上述結(jié)果表明，人口自然增長率（Y）和人均GDP、工業(yè)增加值、城鎮(zhèn)化水平、每千人醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，表明兩者之間有著長期關(guān)系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式（4）中的誤差項(xiàng)看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把人口自然增長率變動的長期規(guī)律與短期規(guī)律聯(lián)系起來。

2.誤差修正模型的建立。設(shè)立誤差修正模型為：

同樣用加權(quán)最小二乘法來計(jì)算系數(shù)，運(yùn)用Eviews計(jì)算，在得出模型的常數(shù)項(xiàng)不顯著的情況下，去掉常數(shù)項(xiàng)重新估計(jì)第一次。模型回歸結(jié)果為：

上述ECM模型中，各個(gè)系數(shù)均顯著，差分項(xiàng)反應(yīng)了短期波動的影響。

五、結(jié)論及建議

1.結(jié)論。由回歸方程：

可知，影響人口自然增長率變動的長期因素主要有四個(gè)：人均GDP、工業(yè)增加值、城鎮(zhèn)化水平、每千人醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)。

lnX1對應(yīng)的回歸系數(shù)表明人均GDP每增長1%，人口自然增長率的增長率為18.57061%，這符合發(fā)展中國家的人口增長規(guī)律。

lnX2對應(yīng)的回歸系數(shù)表明工業(yè)增加值每增加1%，人口自然增長率的降低率為19.35892%，這與我國實(shí)情相符。

lnX3對應(yīng)的回歸系數(shù)表明，城鎮(zhèn)化水平每增加1%，人口自然增長率降低30.896%。這同樣是符合經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的。

lnX5對應(yīng)的回歸系數(shù)表明，每千張醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)平均增加1張，人口自然增長率增加1.448369%。每千張醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)作為一個(gè)代表我國醫(yī)療衛(wèi)生水平的指標(biāo)，即影響著出生率，也影響著死亡率。醫(yī)療水平的提高保證了生育的安全性，提高了出生率，同時(shí)人們健康水平提高，降低了死亡率。

但也應(yīng)該注意到兩個(gè)問題：一是本文中剔除的兩個(gè)個(gè)變量：農(nóng)村人口比重和綜合節(jié)育率同樣也是人口自然增長率的重要因素。二是很多資料中顯示，諸如婦女初婚年齡，人均壽命，文盲、半文盲率、人均住房面積等等也對人口自然增長率有影響。由回歸方程：

可知，人口自然增長率的短期變動可分為兩部分：一部分是短期的各個(gè)解釋變量波動的影響，一部分是偏離長期均衡的影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。從系數(shù)估計(jì)值（-0.947313）來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí)，將以-0.947313的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

2.政策建議。（1）加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，全面提高經(jīng)濟(jì)水平。由模型可以看到，我國的人均GDP還與人口自然增長率呈正相關(guān)，故我國仍要大力發(fā)展國民經(jīng)濟(jì)和提高人民生活水平，提高人均GDP，使人均GDP達(dá)到與人口增長率呈負(fù)相關(guān)水平的階段，可以使人口自然增長率主動降低。（2）提高工業(yè)化程度，提升城鎮(zhèn)化水平。工業(yè)化程度和城鎮(zhèn)化水平與人口自然增長率呈負(fù)相關(guān)。所以加強(qiáng)工業(yè)化、城鎮(zhèn)化是今后各地發(fā)展的方向。（3）健全社會保障制度?，F(xiàn)在穩(wěn)定低生育率的關(guān)鍵在于農(nóng)村，而農(nóng)村的后顧之憂在于養(yǎng)老問題。因此，要在農(nóng)村開辦計(jì)劃生育系列養(yǎng)老保險(xiǎn)，為人口控制提供穩(wěn)定的社會保障基礎(chǔ)，如為獨(dú)女戶父母、兩女絕育戶父母、獨(dú)男戶父母辦理養(yǎng)老保險(xiǎn)等。（4）加強(qiáng)醫(yī)療硬件建設(shè)，提升醫(yī)療服務(wù)水平。提高我的醫(yī)療服務(wù)水平，在轉(zhuǎn)變?nèi)藗兩^的同時(shí)保證健康出生的嬰兒數(shù)、降低嬰兒死亡率，增長人們的壽命。（5）繼續(xù)大力提高中國女性的社會地位和文化程度。通過提高女性文化水平，變被動地受國家計(jì)劃生育政策的約束為主動地降低生育率。并且這項(xiàng)措施還能增加中國家庭生育女孩的意愿,從而平衡中國的男女比例。

注釋：

①國家統(tǒng)計(jì)局規(guī)定，城鎮(zhèn)化率=城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝冢ň闯Ｗ∪丝谟?jì)算，不是戶籍人口）

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（責(zé)編：李雪）

C912.4

A

1004-4914（2014）05-077-03

郭昱，湖南大學(xué)金融與統(tǒng)計(jì)學(xué)院2011統(tǒng)計(jì)1班湖南長沙410007）