自然災害對經濟增長影響研究

郭靜 張連增

摘?要：基于2007-2018年中國省際面板數據，運用動態系統廣義矩模型（GMM），考量制度、政府救災支出在調節自然災害對經濟增長影響方面的作用。結果表明：從全樣本來看，政府救災支出有利于增強自然災害對經濟增長的促進作用，自然災害對經濟增長的影響受制度的影響較小。分經濟區域來看，政府救災支出有利于增強自然災害對東部和西部經濟增長的促進作用，但對東北地區產生抑制作用;制度可以緩解東部自然災害對經濟增長的抑制作用，但阻礙西部自然災害對經濟增長的促進作用。進一步分析發現，救災支出、制度在調節自然災害對經濟增長的影響時，都存在倒U型非線性關系。

關鍵詞： 動態系統GMM;制度;政府救災支出;自然災害;經濟增長

中圖分類號：F840.64?文獻標識碼：?A?文章編號：1003-7217（2021）01-0041-07

一、引?言

近年來，自然災害的頻繁發生對社會生產和生活造成嚴重影響，使得災害經濟學研究越來越關注自然災害與經濟增長之間的關系問題。中國是世界上受自然災害影響最嚴重的少數國家之一。1990-2019年的近30年，我國自然災害平均每年造成直接經濟損失2928.5億元，死亡人數6310.5人，受災人口數為34841.6萬人次，受災面積3998.3萬公頃①，這使得不斷完善災害風險管理措施顯得尤為重要。黨的十九大報告提出要“堅持常態減災和非常態救災相統一，全面提升全社會抵御自然災害的綜合防范能力”。2020年6月，國務院辦公廳印發《關于開展第一次全國自然災害綜合風險普查的通知》，定于2020-2022年開展第一次全國自然災害綜合風險普查，旨在全面掌握中國自然災害風險隱患情況，提升全社會抵御自然災害的綜合防范能力，進一步優化中國特色社會主義制度。在中國特殊的政治、經濟、文化制度下，政府救災支出②作為災后恢復重建的重要保障，對于穩定社會生產和生活有至關重要的作用。

現有與制度、政府救災支出以及自然災害與經濟增長之間關系的相關研究，主要體現在以下幾個方面：

第一，自然災害與經濟增長的關系。由于自然災害造成了一定的人員傷亡以及基礎設施、設備和存貨等損壞，在一定程度上抑制了經濟的增長[1];更嚴重的，自然災害甚至會使經濟處于更低的均衡增長水平[2，3]。雖然自然災害會減少實物資本存量，但同時也提供了一個更新資本存量的機會，可促進新技術的應用，這又促進了經濟的增長[4]，這主要體現在一些早期的觀點。最新的研究表明，自然災害對經濟增長的作用取決于自然災害的類型以及經濟部門。有研究分析了不同災害類型對人均經濟增長的影響，發現洪災在一定程度上有利于農業生產增長，地震帶來了工業部門的經濟增長[5-7]。

第二，制度、自然災害與經濟增長的關系。新制度經濟學家認為，制度與技術一樣，也是保持經濟長期持續增長的內生力量，并作為能夠解釋國家發展差異的原因[8]。當災害發生時，如果受災國家或地區政治、經濟、法律制度混亂，就會進一步放大自然災害損失，甚至引發政治動蕩。如果受災國家或地區的制度良好，就能夠有效組織減災救災以及災后重建工作，最大限度地降低生命和財產損失，變不利因素為有利因素，促進經濟發展[9]。Raschky等的研究證明，有著較高的貿易開放度、教育水平、民主程度、較低的收入不平等的國家，更能承受災害初始沖擊和預防災害對宏觀經濟進一步的溢出效應，從而有較低的死亡率和較小的災害成本[10]。Felbermayr等通過引入民主指數和自然災害交叉項發現，具有較高民主指數的國家可以加快災害重建的進程，降低自然災害對經濟增長的影響[6]。

第三，政府救災支出、自然災害與經濟增長的關系。政府救災支出的增加，在存在剩余生產能力、無通貨膨脹和工資上漲壓力的情況下，政府購買需求的增加會通過投資乘數和消費乘數的作用，對經濟增長產生正向效應[11]。但如果支出屬于社會其他領域計劃投資的資金，政府的這種舉措也存在著巨大的機會成本損失，阻礙經濟的增長。同時，災后的直接轉移支付會對消費有較強的替代作用，降低災后的勞動供給和企業投資意愿，最終會使災害對經濟增長產生負面影響[12]。

由上述文獻研究可知，自然災害對一國經濟的影響存在不確定性，取決于一國的自然災害類型、經濟部門以及社會制度。此外，有關自然災害對經濟增長影響的文獻研究表明，自然災害具有“生產力效應”，即自然災害的發生對經濟增長具有顯著的促進作用。經濟增長型自然災害可以應用熊彼特“創造性”理論進行分析，即這些災害事件引起的破壞，在重建投資中，可能會在中短期引起經濟增長[2]。雖然這一觀點受到很多批評和質疑，但在我國“舉國救災”體制下，還是具有一定現實意義的。我國自然災害救助體系可以迅速集中政府、社區、企事業單位、社會團體隊伍等各種資源和力量，這種救災投入模式很容易通過災后重建投資需求的增加，拉動經濟增長。但國內現有文獻研究主要集中在自然災害對經濟增長影響方面，鮮有探討制度、政府救災支出在調節自然災害對宏觀經濟影響方面的研究。

我國的社會制度在緩解自然災害的宏觀經濟影響方面的作用如何，政府救災支出能夠增強自然災害的“生產力效應”嗎？鑒于此，本文基于2007-2018年中國省際面板數據，應用動態系統廣義矩模型，通過引入制度和自然災害強度及政府救災支出和自然災害強度的交互項，研究我國社會制度和政府救災支出在調節自然災害對宏觀經濟影響方面的作用。這對于我國在不斷深化市場體制改革過程中注重完善災害風險管理體系，合理規劃政府救災支出具有重要的理論價值及實踐意義。

二、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取的樣本范圍為中國31個省份2007-2018年的省際面板數據。以2007年作為研究起點，是因為《中國民政統計年鑒》2007年才開始系統地公布分省份的各類自然災害造成的受災人口數、死亡人口數、以及直接經濟損失。各省份的自然災害造成的受災人口數據以及政府自然災害救災支出來源于各年度的《中國民政統計年鑒》，市場化指數數據來源于樊綱等編著的《中國市場化指數》（2011）和王小魯等編著的《中國分省份市場化指數報告》（2019），其他數據來源于歷年各省份統計年鑒以及《中國統計年鑒》。

（二）模型設定

1. 針對自然災害對中國經濟增長的關系。設定模型（1）為：

2. 針對制度、自然災害與經濟增長的關系。通過引入自然災害和制度要素的交互項，探討制度在調節自然災害宏觀經濟影響方面的作用。設定模型（2）為：

3. 針對公共財政、自然災害與經濟增長的關系。通過引入自然災害和政府救災支出的交互項，探討政府救災支出在調節自然災害宏觀經濟影響方面的作用。設定模型（3）為：

由于式（1）～（3）右邊包含了因變量的滯后一階及其他可能存在內生性問題的解釋變量，故采用有助于克服解釋變量內生性問題的動態系統廣義矩估計方法（GMM）對其進行估計。鑒于兩步系統GMM估計量的標準誤相對于一步系統GMM會產生嚴重向下偏誤，從而影響統計推斷的效果，參考相關研究[21，22]，基于一步系統GMM方法進行回歸估計。

（三）變量度量

1. 經濟增長（y）。采用人均實際GDP增長率作為衡量經濟增長指標，采用的GDP指數以2007年不變價格進行指數平減，再換算成相應的年增長率。考慮到自然災害對經濟增長的影響會有一定的時滯，借鑒相關研究[23，24]的處理方法，采用當年與滯后3年的人均實際GDP增長率的滑動平均值作為當年人均實際GDP增長率。

2. 自然災害強度（Disa）。由于各類自然災害造成的直接經濟損失和人均GDP相關性很高，應用直接經濟損失作為解釋變量可能會出現偽回歸問題[25]。一般認為，更適合衡量自然災害強度的指標是自然災害造成的受災人口數[3，25-27]。鑒于此，將當年受災人口數占上年總人口數（排除自然災害對當年人口數的影響）的比率作為災害強度衡量指標。

此外，設定如下控制變量：

3. 政府救災支出（GRE）。為便于分析，用政府自然災害救災支出占自然災害造成的總經濟損失的比例來衡量。

4. 制度環境（M）。使用樊綱等[13]編制的1997-2009年市場化指數以及王小魯等[14]最新出版的2008-2016年市場化指數作為一個代表市場化進程的綜合性指標，刻畫地區制度特征。由于市場化指數本身就是一個相對指標，如基期發生變化，一些指標也會發生了變化，不能直接將兩個期間內的指數加以合并，且由于含有一些需抽樣調查的數據，無法事后進行補充。鑒于此，根據白俊紅等[15]方法將數據分為2007-2009年和2010-2016這兩個時期，通過設置虛擬變量（D）來對這一影響進行控制。具體方法為：首先，設置虛擬變量D：

然后，在模型（1）～（3）的右邊加上λ（M×D）it，λ表示相應的參數估計值。這樣，市場化程度變量（M）在2007-2009年與2010-2016年兩個時間段上將有不同的斜率，從而在一定程度上控制了市場化指數變化的影響。此外，借鑒俞紅海等[16]的做法，以歷年市場化指數的平均增長幅度對2017-2018年市場化進行預測。

5. 物質資本（K）。應用張軍等[17]估算的各省份2000年的資本存量為基期，采用“永續盤存法”進行估算，估算公式為：Kit=Iit/Pit+（1-δit）Kit-1，其中，Kit表示當期的各省份固定資本存量;Iit為當期的各省份名義固定資本形成總額;Pit為各省份固定資產投資價格指數;δit表示各省份折舊率，表示上一年的各省份固定資本存量，并將數據更新至 2018年。與張軍等的研究有所區別的是，δit根據吳吉東等[18]的做法，采用幾何效率遞減函數估計的各省份多年平均資本經濟折舊率。廣東和西藏缺失的固定資產投資價格指數數據用當年商品零售價格指數替代。

6. 人力資本（H）。參照姚先國等[19]的研究，采用勞動力平均受教育程度來表示人力資本。首先，將每一種受教育程度按一定的教育年限進行折算，其中，文盲、小學、初中、高中以及大專及以上分別以0年、6年、9年、12年和16年計;然后，乘以各教育階段的人數，加總之和再除以各教育階段的總人數，便得到人均受教育水平。

其中，時間變量t的系數γit即反映A隨時間推移而線性提升的增長率。產出變量（Yit）用各省份的GDP表示，同樣采用GDP指數以2007年不變價格進行指數平減。勞動力投入量（Lit）用各省份的年末就業人數表示。Kit即為上文計算的資本存量。鑒于規模收益不變假設的普遍性，參考趙志耘等[20]的做法，可將資本產出彈性ακi和勞動產出彈性βLi正則化處理。在此基礎上，考慮到各省份的資本和勞動力產出彈性可能不同，根據白俊紅等[15]的研究，利用最小二乘虛擬變量法（LSDV）對各省份的要素產出彈性進行估計。鑒于經濟增長主要取決于各生產要素的增長率形式，為便于分析，分別將物質資本（K）、人力資本（H）的絕對數轉換成增長率形式。

三、實證分析

（一）樣本描述性統計

系統GMM估計需要通過Arellano-Bond序列相關和Sargan過度識別兩個檢驗，其中，Arellano-Bond檢驗要求殘差經過差分轉換后存在一階序列相關，但不存在二階序列相關;Sargan過度識別檢驗要求工具變量與誤差項不相關，從而表明工具變量有效性。樣本描述性統計見表1。

（二）全樣本回歸分析

在分析估計結果前，根據AR（1） 和AR（2），擾動項在1%顯著性水平下，存在AR（1）序列相關，但不存在AR（2）序列相關，故拒絕一階“擾動項無自相關”的原假設，接受二階“擾動項無自相關”的原假設，根據Sargan檢驗的結果，在5%顯著性水平上接受“所有工具變量都是有效的”原假設。檢驗結果表明，各模型的估計結果是穩健、可靠以及工具變量是有效的。表2中第（1）列回歸結果顯示，我國自然災害受災人口對經濟增長有一定的促進作用，表現出“生產力效應”，這與Loayza等[4]和 Fomby 等[5]基于跨國數據的研究結論一致。政府救災支出對經濟增長的影響為正，但不存在顯著性。制度化水平對經濟增長在5%水平上顯著為正，這與大多數研究認為好的社會制度有利于促進一國經濟增長的研究結論一致[28，29]。第（2）列回歸結果顯示，政府救災支出和自然災害受災人口的交互項在1%水平上顯著為正，說明政府救災支出有助于提高自然災害對經濟增長的促進作用。值得注意的是，當引入政府救災支出和自然災害強度交互項后，自然災害強度的系數趨近于0，且不顯著，說明災害可能更多地通過救災支出來對經濟增長起作用。

第（3）列回歸結果顯示，制度化水平和自然災害受災人口的交互項系數雖然為負，但不存在顯著性，即制度不會顯著改變災害對經濟增長的影響。第（4）列為所有涉及的變量全樣本的回歸，結果顯示交互項的系數符號、顯著性都沒有發生顯著變化，表明本文構建的模型估計結果是有效的。對于其他控制變量的回歸結果，資本存量增長率、人力資本增長率以及技術進步率都對經濟增長產生顯著的正向效應，這符合經濟增長理論的內容，亦表明本文所建立的回歸模型合理、有效。

（三）進一步分析

1. 分經濟區域回歸分析。我國主要分為東北、東部、中部和西部四個經濟區域，各經濟區域的自然災害類型、文化習俗、經濟發展程度以及市場化進程都存在一定差異性。這也意味著分經濟區域考察制度和政府救災支出對自然災害宏觀經濟影響作用存在一定的必要性。表3報告了模型（1）～（3）分經濟區域回歸估計結果。

就東北地區來看，第（1）列結果顯示，政府救災支出和自然災害受災人口的交互項在1%水平上顯著為負，這說明政府救災支出的增加將減緩自然災害受災人口對經濟增長的促進作用。這可能是由于該經濟區域經濟以對自然災害敏感度較高的農業產業為基礎，自然災害的發生可能導致當年財政資金收入不足，再加上救災支出增多，可能更多擠占了在其他公共領域的投資，進而阻礙了經濟增長。

就東部地區來看，第（3）列結果顯示，政府救災支出和自然災害受災人口的交互項在5%水平上顯著為正，即政府救災支出有利于緩解自然災害對經濟增長的抑制作用。值得注意的是，第（4）列結果顯示，市場化水平和自然災害受災人口的交互項系數在10%水平上顯著為正，說明制度顯著改變了災害對經濟增長的影響，即該區域制度的完善，可以調節自然災害對經濟增長的抑制作用。

就中部地區來看，交互項的系數都為正，但都不存在顯著性，這可能是由于中部地區，政府救災支出較少，且市場化水平較低，對調節自然災害宏觀經濟影響的作用較小。

就西部地區來看，第（7）列結果顯示，政府救災支出和自然災害受災人口的交互項在1%水平上也顯著為正。一個可能解釋是，救災支出導致的消費和投資增加對經濟的正向作用超過了對其他公共支出，投資的擠出作用帶給經濟的負面影響。但第（8）列結果顯示，市場化水平和自然災害受災人口的交互項為負，說明該經濟區域市場化水平的提高不利于該地區分散自然災害風險。這可能是由于災害發生后，考慮到現實或潛在的災害風險因素，投資或投機性資本往往重新尋找適合的投資地點與投資項目，引起受災地區資本轉移到其他地區，且災后資本的流動常常導致勞動力遷移，進而導致的人力資本損失，進一步地阻礙經濟增長。

2. 非線性回歸結果分析。以上回歸結果說明，政府救災支出、制度在調節自然災害對經濟增長的影響時在不同的經濟區域中估計結果不一致。這可能是由于各經濟區域的救災支出和市場化制度水平不同，進而制度、救災支出在調節自然災害對經濟增長的影響時并非簡單的線性關系。鑒于此，在計量模型（2）和（3）的交互項上引入救災支出和制度平方項，構建如下非線性模型（5）和（6）：

由表4可知，救災支出平方項和自然災害強度的交互項在1%水平上顯著為正，表明救災支出在調節自然災害對經濟增長時存在非線性影響，二者之間為倒U型動態關系，即在救災支出較少時，隨著救災支出的增加，會促進自然災害的“增長效應”，但當救災支出達到一定水平，會產生抑制作用，即抑制自然災害的“增長效應”，這也表明救災支出存在一個最優投入水平。同樣地，制度平方項和自然災害強度的交互項在1%水平上顯著為負，表明制度在調節自然災害對經濟增長時同樣存在非線性影響，二者之間為倒U型動態關系，即在市場化程度較低時，隨著市場化程度的深入，會增強自然災害的“增長效應”，但當市場化水平達到一定程度時，會產生抑制作用，一方面，可能是因為市場化水平較高時，各經濟部門聯系緊密，災害發生時很容易產生“傳染效應”;另一方面，可能是當市場化水平較高時，城鎮化水平較高，人員密集使災害發生時受災人口增多。

（四）穩健性檢驗

為保證以上回歸結果的可靠性，分別從以下三個方面進行穩健性檢驗：

1.變更解釋變量衡量指標。為檢驗全樣本回歸結果的穩健性，也應用各省市自然災害造成的直接經濟損失占上年相應的GDP比重（排除自然災害對當年GDP的影響）作為衡量自然災害強度的指標。此外，為重點考察政府救災支出和制度水平在調節自然災害對經濟增長影響方面的穩健性，在表2第（2）列和第（3）列全樣本回歸中加入影響經濟增長的控制變量投資增長率（Invest）（穩健性檢驗結果省略）③。估計結果表明，變更自然災害強度衡量指標后，自然災害強度和交互項的系數顯著性及符號和全樣本回歸結果基本保持一致，表明全樣本回歸結果具有一定穩健性。在表2全樣本回歸中加入投資增長率這一影響經濟增長的控制變量回歸結果表明，政府救災支出和自然災害強度的交互項依然顯著為正，制度和自然災害強度的交互項依然不存在顯著性，同樣表明全樣本回歸結果具有一定穩健性。

2.基于工具變量的穩健性檢驗方法。應用市場化指數作為制度質量的代理變量，但制度和經濟增長常常存在內生性問題。盡管系統GMM可以用來控制內生性，但該估計方法主要是用來解決動態面板模型中滯后被解釋變量的內生性問題，而并未考慮其他解釋變量的內生性。因此，為解決這種內生性，用制度變量的滯后項作為工具變量進行2SLS（兩階段最小二乘）估計（估計結果略去）③。

在分析2SLS回歸結果之前，由第一階段回歸的Kleibergen-Paap rk LM統計量可知，均在1%的顯著水平上拒絕“工具變量識別不足”的原假設;由Kleibergen-Paap Wald rk F統計量、Minimum eigenvalue統計量和Sheas Partial R2統計量可知，均拒絕“存在弱工具變量”的原假設;由Hansen J 統計量可知，接受“所有工具變量都是有效的”原假設。因此，各列模型所選取的工具變量均是有效的。估計結果顯示，自然災害受災人口對經濟增長有顯著的正向效應，自然災害與救災支出交互項系數，自然災害與市場化水平交互項系數與全樣本GMM的估計系數的作用方向以及顯著性水平基本一致，表明全樣本模型的設定及結果是穩健可靠的。

3.變更估計市場化指數方法。對市場化指數所缺失的數據進行補充[14，25]，具體方法為：首先，以2008-2016年的市場化總指數作為因變量，以非國有企業職工占就業人數比重作為解釋變量，對方程mit=α+βnon_stateit+μit+εit的系數進行估計;然后，分別將2007年和2017年非國有企業職工占就業人數比重代入方程，得到擬合的市場化指數，進而作為缺失年份市場化指數[14]的近似值。非國有企業職工數以及就業總人數數據來源各省市統計年鑒。最后，將重新定義的制度水平以及補充的市場化指數代入模型（1）進行穩健性檢驗（結果略去）③。結果顯示，各交互項的系數亦與全樣本GMM的估計系數的作用方向以及顯著性水平基本一致，再次證明全樣本的設定及結果是穩健可靠的。

四、結論與政策建議

以上研究表明，從全樣本來看，政府救災支出有利于增強自然災害對經濟增長的促進作用，但救災支出在調節自然災害對經濟增長影響時存在倒U型非線性關系;自然災害對經濟增長影響受制度的影響較小，但制度在調節自然災害對經濟增長影響時存在倒U型非線性關系。分經濟區域來看，救災支出有利于增強東部和西部自然災害經濟增長效應，但對東北地區產生抑制作用;制度可以緩解東部地區自然災害的負向效應，但阻礙西部地區自然災害的正向效應。

針對以上研究結論，提出以下政策建議：（1）由救災支出和自然災害的交互項系數為正可知，自然災害短期內對全國、東北和西部地區的經濟增長的促進作用可能正是由于政府救災投資需求增加的拉動作用。但由救災支出在調節自然災害對經濟增長影響時存在U型非線性關系可知，當救災支出低于一定水平時，隨著救災支出水平增加，會促進自然災害的增長效應，但當救災支出，達到一定水平，可能會擠出私人投資或在其他領域的投資支出，這在一定程度上又抑制了經濟增長。因此，一方面，需要提高防災減災工程性和非工程性建設，增強抵御災害風險的能力;另一方面，需要改變現有的災害救濟模式，擴大災害保險的投保范圍和力度，充分運用市場化手段籌集災后資金，并把災害風險適當地轉移到全社會乃至世界范圍內共同承擔。（2）雖然目前市場制度在調節災害對宏觀經濟影響方面的作用較小，甚至在西部地區出現阻礙經濟增長的作用，但由其在市場化程度較高的東部地區的促進作用可知，這種市場制度能夠起到促進作用，可能需要達到一定的廣度和深度。由制度在調節自然災害對經濟增長影響時存在倒U型非線性關系也可得以驗證。因此，我國應進一步深化市場機制體制改革，提高宏觀經濟規劃能力，建立成熟發達的現代金融體系和完善的社會風險管理體系，進一步優化我國特色社會主義制度。

注釋：

①?1990-2018年數據資料來源歷年中國民政統計年鑒，2019年數據來自應急部網站。

②?這里的政府救災支出指自然災害生活救助，包括以下五項：生活救濟費，緊急搶救、安置、轉移災民支出，救災儲備，自然災害災后重建補助，其他救助。

③ 限于篇幅，具體結果未作呈現，如有需要，可聯系作者。

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（責任編輯：寧曉青）