我國人口自然增長率影響因素的實證研究

●郭昱

我國人口自然增長率影響因素的實證研究

●郭昱

人口問題是人類社會發展過程中需要統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、異方差性與自相關性，且模型通過協整檢驗的基礎上，建立誤差修正模型。結果為，長期來看，人均GDP、城鎮化水平①、每千人醫療衛生機構床位數影響人口自然增長率；短期來看，只有每千人醫療衛生床位數影響人口自然增長率。最后提出，控制人口增長，要加快經濟發展，提高農業人口整體素質。

人口自然增長率 OLS回歸模型 協整 誤差修正模型 政策建議

中國共產黨十八屆三中全會關于《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》中提出，堅持計劃生育的基本國策，啟動實施一方是獨生子女的夫婦可生育兩個孩子的政策，促進人口長期均衡發展。但是，由于我國人口基數過于龐大，每年出生人口仍有800萬至1000萬，相當于2年產生1個澳大利亞的人口，6年產生1個英國的人口。人口問題仍是我國的長期問題，是關系我國經濟社會發展的關鍵性因素。因此有必要研究在新形勢下人口自然增長率影響因素，為我國計劃生育政策制定提出理論依據。

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劃生育政策的實施，又有非政策性因素如經濟因素、文化因素及醫療衛生等因素。經濟因素對人口自然增長的作用主要表現在它決定了人口的增殖條件和生存條件，通過改變人口的出生率和死亡率來影響人口的自然增長率。在現代生產力水平下，人口的自然增長率往往隨著經濟水平的提高而下降。GDP是衡量一個國家和地區經濟發展的重要指標，也是世界銀行劃分高收入、中等收入、低收入國家的主要標志。由此選擇了人均GDP來作為國家和地區經濟整體實力的衡量指標。

工業化與城鎮化也是影響人口自然增長的一大經濟因素。工業化與城鎮化呈正相關關系，前者是后者的主要推動因素之一。伊斯特林等人認為，“城市化促進傳統農業社會向現代工業社會轉變，從而會沖擊傳統婚育觀念；同時就業競爭和生活不安定會促使進城人口推遲婚育年齡；人們脫離鄉村轉變到城市生活比較容易接受生育控制等。”

農業人口是與城鎮化一個相對的概念，一般認為農業人口與人口增長呈正相關關系，由于農村生活條件、社會保障等問題使得農村養兒防老觀念嚴重，因此農業人口比也是影響生育率的重要因素。

文化水平和醫療衛生因素更多地影響人們的生育觀和人口的死亡率，進而影響人口自然增長率。隨著科學文化水平的提高，人們更加注重自身及其后代各項素質的提高，少生優育，把有限的收入用于將子女培養成具有更高科學文化素質的現代人。因此采取節育措施成為影響生育率的重要因素，節育分為主動節育和被動節育，因為主動節育的數據并不方便獲得，故選擇綜合節育率作為一個指標。醫學的進步和醫療衛生事業的發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，同時對控制生育和實行優生優育有著積極的作用。故選擇每千人醫療衛生機構床位數作為衡量醫療衛生水平的指標。

二、模型設計和數據來源

1.模型設立。根據上述分析，解釋變量選取六個，分別為：人均GDP、工業增加值、城鎮化水平、農業人口比、每千人醫療衛生機構床位數和綜合節育率，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

根據解釋變量和被解釋變量之間的關系。建立如下回歸方程：

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

2.數據來源。選取計劃生育政策開始實施之后，即1980年—2011年的時序數據（共32年）進行研究。原始數據來源于2012中國統計年鑒和2012中國衛生統計年鑒。

三、模型估計與結論

1.模型估計。利用Eviews軟件，用OLS初次回歸，得方程如下：

由上述結果可以看出，解釋變量的t值不顯著，而且X1、X2的系數太小，考慮到人均GDP、工業增加值與其余解釋變量的數據間量綱差距過大，故將X1、X2取對數，再進行一次回歸。此時，模型變為：

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

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.初步結論。從回歸結果可以看出，lnX1與X4的回歸系數與預期不相符，故模型可能存在多重共線性，需進一步修正。

回歸方程的擬合優度很高，F檢驗統計量非常顯著，但是解釋變量X6沒有通過系數顯著性檢驗，說明其在統計上都不顯著，故解釋變量之間可能存在嚴重的多重共線性。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，需進一步調整驗證。

四、模型的檢驗與修正

（一）平穩性檢驗。

1.變量的單位根檢驗。對lnX1進行單位根檢驗，得出結論是序列lnX1為一階差分平穩的，故序列lnX1是一階單整的。同理，對其余變量也進行單位根檢驗，均在5%的顯著性水平下得出結論，由于多數變量的非平穩性，故要進行協整檢驗，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系。

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

（二）古典假設的檢驗。

1.多重共線性檢驗及處理。

（1）多重共線性的檢驗。運用初步觀察法：lnx1與x4前面的回歸系數與預期不相符。回歸方程的擬合優度很高，F檢驗統計量非常顯著，但是解釋變量X6沒有通過系數顯著性檢驗，說明其在統計上都不顯著，故解釋變量之間可能存在嚴重的多重共線性。

檢驗法：用Eviews的rorelations命令做出變量間相關系數矩陣，可發現，lnX1、lnX2、X3、X4之間的相關系數都超過了回歸方程的可決系數與修正可決系，說明這幾個變量間存在很高的相關性，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。結果表明，加入lnX1、lnX2、X3時的可決系數都很大，故考慮其重要性，以lnX1為基礎，順次加入其它變量逐步回歸。經比較，新加入lnX2的回歸方R2=0.903308改進最大，而且各個參數的t檢驗顯著，故選擇保留lnX2。。再在lnX1、lnX2的基礎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為：

可知，回歸方程的擬合優度很高，F檢驗統計量非常顯著，各個解釋變量也都通過了t檢驗，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，而模型是否存在異方差，還需要進一步驗證。

2.異方差檢驗及處理。

（1）殘差圖法檢驗異方差。做關于時間序列的圖，得出結論是，殘差平方對時間序列的散點圖有很明顯的波動，故大致判斷該回歸方程的隨機誤差項存在異方差。

（2）White法檢驗異方差。

輔助函數為：

White檢驗結果為：nR2=22.81828（prob=0.0439），可知，在a=0.05下，拒絕原假設，不拒絕備擇假設，認為模型存在異方差。

（3）加權最小二乘法（WLS）修正異方差。將權數取為W=1/σ2，用1/e2作為其無偏估計。用Eviews進行修正，然后對修正后的模型進行White異方差檢驗，修正后的模型為：

3.自相關檢驗

故模型不存在自相關。

（三）誤差修正模型

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

檢驗結果表明，可在1%的顯著性水平下拒絕原假設，認為殘差序列平穩，故回歸模型通過協整檢驗。

上述結果表明，人口自然增長率（Y）和人均GDP、工業增加值、城鎮化水平、每千人醫療衛生機構床位數之間存在協整關系，表明兩者之間有著長期關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，可以把協整回歸式（4）中的誤差項看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把人口自然增長率變動的長期規律與短期規律聯系起來。

2.誤差修正模型的建立。設立誤差修正模型為：

同樣用加權最小二乘法來計算系數，運用Eviews計算，在得出模型的常數項不顯著的情況下，去掉常數項重新估計第一次。模型回歸結果為：

上述ECM模型中，各個系數均顯著，差分項反應了短期波動的影響。

五、結論及建議

1.結論。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：人均GDP、工業增加值、城鎮化水平、每千人醫療衛生機構床位數。

lnX1對應的回歸系數表明人均GDP每增長1%，人口自然增長率的增長率為18.57061%，這符合發展中國家的人口增長規律。

lnX2對應的回歸系數表明工業增加值每增加1%，人口自然增長率的降低率為19.35892%，這與我國實情相符。

lnX3對應的回歸系數表明，城鎮化水平每增加1%，人口自然增長率降低30.896%。這同樣是符合經濟社會發展的。

lnX5對應的回歸系數表明，每千張醫療衛生機構床位數平均增加1張，人口自然增長率增加1.448369%。每千張醫療衛生機構床位數作為一個代表我國醫療衛生水平的指標，即影響著出生率，也影響著死亡率。醫療水平的提高保證了生育的安全性，提高了出生率，同時人們健康水平提高，降低了死亡率。

但也應該注意到兩個問題：一是本文中剔除的兩個個變量：農村人口比重和綜合節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。誤差修正項的系數大小反映了對偏離長期均衡的調整力度。從系數估計值（-0.947313）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.947313的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

2.政策建議。（1）加快經濟發展速度，全面提高經濟水平。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，故我國仍要大力發展國民經濟和提高人民生活水平，提高人均GDP，使人均GDP達到與人口增長率呈負相關水平的階段，可以使人口自然增長率主動降低。（2）提高工業化程度，提升城鎮化水平。工業化程度和城鎮化水平與人口自然增長率呈負相關。所以加強工業化、城鎮化是今后各地發展的方向。（3）健全社會保障制度。現在穩定低生育率的關鍵在于農村，而農村的后顧之憂在于養老問題。因此，要在農村開辦計劃生育系列養老保險，為人口控制提供穩定的社會保障基礎，如為獨女戶父母、兩女絕育戶父母、獨男戶父母辦理養老保險等。（4）加強醫療硬件建設，提升醫療服務水平。提高我的醫療服務水平，在轉變人們生育觀的同時保證健康出生的嬰兒數、降低嬰兒死亡率，增長人們的壽命。（5）繼續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，變被動地受國家計劃生育政策的約束為主動地降低生育率。并且這項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國家統計局規定，城鎮化率=城鎮人口/總人口（均按常住人口計算，不是戶籍人口）

[1]樊明.生育行為與生育政策[M].北京：社會科學文獻出版社，2010

[2]王金營，王志成，何云艷等.中國各地區婦女生育水平差異的社會經濟影響因素分析——兼對1990—2000年期間各地區生育水平下降因素考察[J].南方人口，2005，20(2)：31-39.

[3]郭志剛.中國的低生育水平及其影響因素[J].人口研究，2008，4(7)

[4]張效莉，王成璋，何倫志.人口增長與經濟發展相互作用機制及實證分析——基于水平VAR的Granger因果分析方法和協整技術[J].南方人口，2006，21(1)：59-64

[6]雷敏.我國人口生育率影響因素的統計研究[D].天津財經大學，2008

[7]楊鑫，李通屏，魏立佳.總和生育率影響因素實證研究[J].西北人口，2007,（6）：014

[8]徐嘉祺，劉雯.我國人口自然增長率的影響因素分析[J].魅力中國，2010，（1）：211

（責編：李雪）

C912.4

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1004-4914（2014）05-077-03

郭昱，湖南大學金融與統計學院2011統計1班湖南長沙410007）