人口因素、中國經濟增長與社會發展

王新軍 趙靜

摘要：中國的人口轉變不僅帶來了人口自然增長率的下降，同時引起了人口年齡結構的巨大改變，總撫養比的降低為我國經濟及社會發展帶來了“人口紅利”。以中國人口轉變過程為背景，討論了不同階段人口結構的動態變化對經濟增長的作用大小，并檢驗了其影響渠道及作用條件，發現人口因素的發展變化對我國1996—2010年經濟增長率的相對貢獻率達到20.18%，但這一過程的實現需要依賴良好的制度和政策環境。

關鍵詞：人口轉變；經濟增長；老齡化；相對貢獻率

中圖分類號：F069 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2012）12-0028-09

一、引言

自改革開放以來，中國經濟保持了良好的增長勁頭，其增長速度遠遠高于世界其他國家。從1978—2010年，中國人均GDP實際增長率平均可達8.8%①，人均GDP由改革開放前不到300美元增加到2010年的4 382美元左右，一躍成為僅次于美國的世界第二大經濟體。同時，我國也是一個人口大國，截至2010年底，我國人口總數已經超過了13.4億②。然而，作為世界第一人口大國，中國不但擺脫了貧困，實現了經濟騰飛，而且在持續了30年的高速增長之后，仍然保持著接近百分之九的平均增長速度。找出中國經濟高速增長背后的驅動因素，了解增長的來源及其發展演變，對于中國經濟未來的長期持續繁榮發展有著重要的現實意義。

從1990年代末以來，一些學者開始著眼于人口因素與經濟增長關系的研究。許多實證結果表明，人口因素與人均GDP增長率之間確實存在著緊密的聯系（Bloom and Williamson，1998；Bloom，Canning and Malaney，2000；Bloom and Canning，2001，2004；Kelley and Schmidt，1995，2005；Zheng and Rui，2010）。因此，本文以中國的人口轉變過程為背景，綜合考察了各種人口因素對中國過去經濟增長的貢獻，以及人口轉變趨勢對未來中國經濟與社會發展的影響。

人口年齡結構描述了一國人口的年齡分布狀況，通常以總撫養比指標來衡量，即被撫養人口（年齡≤14歲與年齡≥65歲的人口總和）占勞動年齡人口（15歲≤年齡≤64歲的人口）的比例。其中，14歲及以下人口與勞動年齡人口的比例稱為少兒撫養比，65歲及以上人口與勞動年齡人口的比例稱為老年撫養比③。一個經濟體的總撫養比率越高，其受撫養人口對經濟造成的撫養負擔越重。人口轉變則是指自1950年代以來，隨著死亡率的下降，世界經歷了由高死亡率、高出生率到低死亡率、低出生率的人口變遷過程。由于出生率的下降滯后于死亡率的下降，由此而引發了嬰兒潮一代的產生；經過幾十年后，當嬰兒高峰期出生的人群步入勞動年齡時，該國勞動年齡人口占總人口比重則會變得較大，總撫養率較低，為經濟發展創造了有利的人口條件，此為經濟增長的“人口紅利”（Bloom and Williamson，1998）。

二、文獻回顧

自1950年代以來，隨著死亡率的下降，世界經歷了由高死亡率、高出生率到低死亡率、低出生率的人口變遷過程，國內外關于人口變量與經濟產出之間的關系也已被廣泛研究，主要包括人口數量與人口質量兩個方面。對于人口數量的研究，早期學者主要集中于人口增長率（Kelley and Schmidt，1994，1995）、出生率和死亡率（Barro，1991；Barlow，1994；Brander and Dowrick，1994；Kelley and Schmidt，1995）等總量變量對經濟社會的影響。而1990年代以來，幾位哈佛學者（Bloom and Williamson，1997，1998；Bloom and Canning，2003；Bloom et al.，2000，2007）將人口與經濟增長和社會發展的關系研究加以深化，他們著眼于人口年齡結構的變化所帶來的經濟社會結果。

人口與經濟的關系研究最早始于人口增長率，早期的爭論主要有三種觀點：悲觀主義認為，人口增長會阻礙經濟增長，由此降低儲蓄率和投資率，加劇大規模失業，造成經濟體的貧困化（Malthus，1817；Coale and Hoover，1958）；樂觀主義認為，快速的人口增長會引發規模經濟的產生，進而促進技術改變和制度創新（Boserup，1981；Simon，1981）；人口中性論者認為，人口增長既不促進經濟增長，也不阻礙經濟增長，這一觀點被大部分1960年與1970年的跨國實證數據所支持（Bloom and Freeman，1986；Kelley，1988；Ahlburg，2002；Bloom，Canning and Sevilla，2002；Kelley and Schmidt，2001）。

然而，這些研究并沒有關注人口增長的來源，Bloom and Williamson（1998）則區分了出生率與死亡率的變化對于人口年齡分布的不同影響及其產生的不同經濟結果，說明人口增長的原因很重要。Bloom and Freeman（1986，1988）也提出了相似的看法，具有相似人口增長率的國家可以有不同的出生率與死亡率，因此也會有不同的勞動力供給及經濟增長表現。

無論是對于人口增長率的研究，還是對出生率與死亡率的分析，都缺少理論模型的基礎。這些研究僅僅是將人口增長率、出生率與死亡率等人口變量強加于實證模型中進行考察，而沒有合適模型與理論說明為什么這樣做。1990年以來，以哈佛學者為代表的研究者重新修正了人口與經濟增長的關系，強調人口轉變作為構成人口增長的基礎，關注人口年齡分布在宏觀經濟表現中的作用，其主要觀點有兩個：第一，人口總量增長和人口年齡結構改變均是人口轉變的結果；第二，人的經濟需求和經濟貢獻在其整個生命周期中是不斷變化的（Bloom，Canning and Malaney，2000；Bloom and Canning，2004）。他們以包含人口變量的擴展的新古典模型為基礎，通過會計恒等式將每工人產出增長率（有效人均產出增長率）轉化為人均產出增長率，從而將各人口因素對經濟增長的作用分離開來進行研究。一方面，人口結構的變動通過人均勞動力供給的改變而表現為對經濟增長影響的“核算效應”（Accounting Effect）；另一方面，人口結構也通過不同群體的消費與儲蓄模式影響投資增加和經濟增長，表現為人口結構變量的“行為改變效應”。

Bloom and Willimson（1998）用人口增長率與勞動年齡人口增長率的相對變化來衡量人口分布結構的變化。他以78個亞洲和非亞洲國家1965—1990年的面板數據為樣本進行回歸，發現在轉型時期二者并不相等，說明人口結構處在不斷變化之中。Kelly and Schmidt（2005）在其研究中除了探討人口因素的核算效應外，也研究了撫養比所帶來的行為改變的影響，發現了顯著的負效應。Cai and Wang（2005，2006）以中國1982—2000年的樣本數據進行混合回歸，并采用增長核算的方法來評估人口改變帶來的影響，發現從1982—2000年，中國的總撫養比下降了20.1個百分點，對經濟增長率的貢獻為2.3個百分點，相當于約1/4的人均GDP增長率可以歸因于總撫養比的下降。但是隨著人口老齡化的加速，人口紅利將在2013年消失，此后不斷上升的老年撫養比將會產生人口負債。

對于人口質量的研究，國外學者主要關注于預期壽命與人力資本的影響。預期壽命對經濟增長的影響主要有兩個效應。第一，人力資本效應。預期壽命作為良好健康狀態的積極反映，尤其是在發展中國家的勞動密集性產業中顯得尤為重要，有助于提高工人的生產力水平（Bloom and others，1998；Bloom and Canning，2004）；同時，隨著教育投資收回的時間視野變得更長，人力資本投資的回報將會增加，促進了人們對教育的投資，從而提升了勞動力質量與生產率水平（Meltzer，1995；Bloom and Canning，2004）。第二，人口效應。預期壽命的增加會改變人口的年齡分布，通過生命周期不同階段儲蓄行為的差異從而影響總儲蓄水平（Higgins and Williamson，1997；Kelley and Schmidt，1996）。此外，預期壽命的增加還會使人們的生命周期儲蓄行為發生改變，由于生命周期的延長，人們為退休后儲蓄的動機增強，以確保他們有足夠的資產用以防老（Lee，Mason，and Miller，1997；Bloom，Canning and Malaney，2000）。

大部分的文獻研究一般都將受教育程度作為衡量人力資本水平的指標。自從Arrow（1962）、Uzwaa （1965）和Sheshinksi（1967）將教育和知識積累作為內生技術的源泉引入到增長模型中，人力資本存量被認為對經濟增長起著重要的促進作用。然而許多人口因素與經濟增長關系的實證研究表明，人力資本變量在回歸分析中并未取得預期結果。Bloom and Canning（2007）在對1960—2000年的跨國面板數據分析中發現，教育變量不僅缺乏顯著性，而且系數估計的符號為負，與預期結果相反。Zheng and Rui（2010）與Choudhry and Elhorst（2010）等人的研究佐證了這個結論。

針對中國的研究，現有的文獻并不充分，或者是基于人口總量（如人口自然增長率）的研究，或者是從人口結構的某一方面出發，采用定性分析的方法來分析研究人口結構的某一方面與經濟發展的關系及相互影響，而對于多種人口因素與經濟增長的綜合研究以及人口發展中存在的問題及對策研究相對較少。李建民等（2000）從人口作為勞動者影響生產、作為消費者影響資本積累兩方面入手，構建了動態人口—經濟模型，判斷了生育率下降對我國經濟增長的貢獻。蔡昉（2004）則探討研究了中國人口轉變對改革開放以來經濟高速增長的貢獻，同時揭示了人口紅利即將消失的趨勢，指出最大化促進就業是維持人口對經濟增長正面效應的關鍵。而最近的研究如左學金（2010）在綜述了人口與經濟增長問題的相關理論和實證研究文獻的基礎上，提出人口增長對經濟發展的影響并非簡單的線性關系，而是復雜的非線性關系。過高的生育率和人口增長率對經濟發展顯然是不利的，但是中低水平的生育率對經濟發展的影響卻是復雜和不確定的。目前，中國人口發展趨勢與宏觀經濟環境已經發生了根本性變化，未來將面臨人口老齡化和人口負增長的嚴峻挑戰，因此中國應對當前嚴格的生育控制政策及早作出調整。而對于人口文化素質與經濟發展水平關系方面，沈百福（2004）的研究結果表明二者高度相關且協調性略有提高，但是人均受教育年限的增長率卻遠低于經濟增長率。耿修林（2009）根據設計的人口素質和經濟發展描述體系，對人口素質的變動狀況進行了測評，并對經濟發展因素與人口素質變量之間的關系進行了相關分析。

此外，無論是對于人口數量的研究，還是對于人口質量的研究，都可能存在人口變量的內生性問題。人口轉變與經濟增長的相互影響主要通過他們對出生率的作用。收入增長有助于出生率的下降（Bloom，Canning and Malaney，2000）。高收入人群的時間價值高，由于生孩子也是一項時間密集型的活動，因此他們傾向于少生孩子，從而使依存率下降，勞動參與率提升。此外，收入的增加對預期壽命也有一定影響。收入增加后，人們獲得了更大的食物保障和更多醫療保健的機會，使健康水平提升，預期壽命增加（Bloom，Canning and Malaney，2000）。

上述文獻都不同程度地豐富了人口因素與經濟增長及社會發展關系的研究，尤其是國外的研究已經較為全面。但基于中國省份層面的研究則較少，其中涉及人口質量的研究則更少，且大都是定性的討論分析。同時也不難發現，現有文獻對各種人口因素的經濟影響結果并非持完全一致的意見，如老年撫養比、人口密度及人力資本對經濟增長的貢獻等。以此為背景，本文根據中國的國情具體研究中國人口因素與經濟增長及社會發展的關系具有重要的現實意義。

三、中國的人口轉變及經濟影響

如圖1所示，中國的人口轉變經歷了三個時期。從1949—1970年的20多年間，死亡率大幅下降，由1949年的2%下降到1970年的0.76%（1959—1961年除外，為中國經濟的大饑荒時代，1960年的死亡率高達2.5%）。而這一時期的出生率卻居高不下，1970年的出生率還與新中國成立初期相差不大，僅差0.3個百分點。因此，這一階段的人口總數不斷增長，年平均增長率達2%。而到了1970年代，計劃生育政策在中國逐步形成并全面推行，人口計劃正式納入了國民經濟發展計劃。1973年，我國明確了“晚、稀、少”的方針，政策明確要求，一對夫婦生育子女數最好一個，最多兩個，生育間隔三年以上。結果，出生率在整個1970年代下降了1.2個百分點，降幅較大，而死亡率則在0.6%～0.7%之間波動，變化不明顯。人口自然增長率伴隨著出生率的下降而不斷降低，在1979年達到1.16%。從1980年至今，隨著1980年“一對夫婦只生育一個孩子”政策的提倡，計劃生育政策進一步抽緊。出生率在經歷了1980年代的小幅波動后，從1990年代起逐步緩慢下降，降到了2010年的1.2%。而死亡率則穩定在0.65%上下的水平上，直到最近三年才上升到0.7%。這一階段的人口自然增長率也穩步下降到2010年的0.48%。

始于1949年的中國人口轉變不僅帶來了人口自然增長率的下降，同時也引起了人口年齡結構的巨大改變。第一階段中，死亡率先于出生率而大幅下降，造成人口的暫時膨脹，產生了嬰兒潮一代，使得少兒撫養比上升。如圖2所示，1960—1970年間，這一比例一直高達70%～71% 。由于較高的少兒撫養比增加了社會的消費支出，降低了儲蓄水平和女性勞動參與率，因而阻礙了早期經濟的增長。進入第二階段，隨著滯后的出生率開始下降，出生率與死亡率之間的缺口逐漸收攏。尤其是當嬰兒高峰期出生的一代人經過20多年的發展逐步達到勞動年齡時，少兒撫養比開始下降。從圖中可以看出，在過去40年里，少兒撫養比由1971年的70.1%下降到2010年的26.9%。由于整個時期老年撫養比的變化并不大（從1960—2010年間，這一比例僅上升了4.2個百分點），因此總撫養比隨著少兒撫養比的下降而不斷降低。隨著大批青年人達到勞動年齡、開始工作并儲蓄，經濟增長速度加快。而如今中國即將邁入人口轉變的第三階段，屆時大批的勞動年齡人口步入老年時期，促使老年撫養比不斷上升，儲蓄降低，經濟增長速度逐漸放緩（Bloom and Willimson，1998；Bloom，Canning and Malaney，2000；Bloom and Canning，2004）。整個人口變遷過程對經濟增長的影響都只是暫時的，一旦社會完成人口轉變過程，人口結構將逐步穩定，其對經濟增長將不再起作用。

四、模型與數據

（一）模型選擇與理論推導

根據新古典增長模型（Barro and Sala-i-Martin，1992），有效人均產出增長率取決于初始狀態的有效人均產出水平與穩定狀態的有效人均產出水平之間的差距，差距越大，經濟增長越快，向穩定狀態產出水平的收斂速度就越高。但是，該理論的存在有一個默認的假設前提，即勞動力增長率等于人口增長率。從長期來看，人口結構處于穩定狀態，該假設合理；但從短期來看，尤其是在人口轉變時期，人口結構是不斷變動的，此假設并不合理（Choudhry and Elhorst，2010）。因此，本文根據最新的理論研究，放松了新古典模型中關于人口結構穩定性的假設，引入以撫養比為代表的人口結構因素，在擴展的收斂模型下檢驗人口轉變對經濟增長的影響。首先，人均產出可以作如下分解：

■=■■■（1）

其中，Y代表一個地區的總收入或GDP總量，N是總人口數量，L代表勞動力數量，WA則為該地區的勞動年齡人口數。此恒等式說明，人均產出（■）可以表示為單位勞動力的產出水平（■）、勞動參與率（■）以及勞動年齡占總人口的比例（■）的乘積。定義y=■，z=■，？籽=■，w=■，方程（1）可以寫為：

y=z*？籽*w（2）

對方程（2）兩邊都取對數得：

lny=lnz+ln？籽+lnw（3）

顯而易見，初始狀態的各變量也滿足此關系式，即：

lny0=lnz0+ln？籽0+lnw0（4）

對方程（3）等式兩邊進行微分，我們可以得到：

gy=gz+g？籽+gw（5）

其中，gy代表人均GDP增長率，gz代表單位勞動力產出增長率，g？籽為勞動參與率增長率，gw代表勞動年齡人口占總人口比例的增長率，gWA與gN分別代表勞動年齡人口增長率和總人口增長率。

根據新古典增長模型（Barro and Sala-I-Martin，1992，1995），單位工人產出增長率（gz）取決于初始狀態的單位工人產出水平（z0）與穩定狀態的單位工人產出水平（z*）之間的差距。用方程可以表示為：

gz=？姿（lnz*-lnz0）（6）

此處的？姿代表人均GDP向穩定狀態收斂的速度，？姿越大，經濟增長的速度就越快。而穩定狀態的單位工人產出水平則取決于影響勞動生產率的諸多因素，用變量X來表示，即：

lnz*=X？茁（7）

將方程（4）（6）（7）代入方程（5）可以得到：

gy=？姿（X？茁+ln？籽0+lnw0+lny0）+g？籽+gw（8）

由于w0=■，D0代表初始狀態的撫養比，方程（8）可以變形為：

gy=？姿（X？茁+ln？籽0+ln■-lny0）+g？籽+g■（9）

（二）變量選取與數據說明

本文依據理論模型所推導出來的方程（9）中影響經濟增長率的各種因素，借鑒國內外文獻在該領域研究中采取的變量，并結合中國實際情況以及相關數據的可得性和可靠性進行調整，選取了以下研究變量。

本文以人均GDP實際增長率（gy）作為研究的被解釋變量，它反映了中國經濟實際增長的速度，這一點與絕大多數文獻相同。

關于解釋變量的選取，主要包含了兩個方面。第一，本文所要研究的各種人口因素的變量，包括總撫養比（D）及其增長率（gD）、城市化比率（urban）以及人口密度（popden）④。第二，除了人口因素外，模型還包含了各種控制變量，如初始人均GDP（y0）考察經濟收斂的影響，而時間虛擬變量（period2、period3）則用以反映隨時期變化的不可觀測的差異性。除此之外，大部分的控制變量（X）能夠決定穩定狀態的單位工人產出水平，包括投資率（invest）、開放度（open）、市場化進程指數（market）、人均受教育年限（edu）以及政府支出占GDP的比重（gov）等。因此，實際的回歸方程如下：

gy=？琢1y0+（？琢2D+？琢3gD+？琢4urban+？琢5popden）+？茁X+period2+period3+？著（10）

本文以5年為一個增長期，對中國29個省市⑤、1996—2010年的面板數據作回歸分析，三個五年期分別為1996—2000年、2001—2005年、2006—2010年。為了控制人口變量的內生性，本文根據Bloom，Canning and Malaney（2000）的做法，采取了兩個措施。第一，gy與gD的取值為每個5年期的平均值，而其他解釋變量的取值則定義為每個5年期的期初值。由此一來，人口變量的取值先于經濟增長率的發生，因而可以在一定程度上緩解逆因果關系問題。第二，對于仍然可能存在內生性問題的總撫養比及其增長率，我們采用了各自的一階滯后值、初始人均GDP的一階滯后值、出生率與死亡率的一階滯后值（即1991、1996、2001年的取值）作為工具變量進行回歸，達到進一步控制內生性的效果。

本文數據主要來自《中國統計年鑒》（1992—2011）》、《新中國60年統計資料匯編》、《新中國50年統計資料匯編》、《中國人口統計年鑒》（1991—1996）、國家統計局以及世界銀行公布的相關數據等。對于人均GDP的期初值及其增長率，本文剔除了價格因素，采用了可比價格計算而得，從而使各年份之間的人均GDP具有可比性。此外，過去的實證研究文獻中均采用了非國有經濟發展這一指標來反映市場化水平，本文則創新性地引入了樊綱、王小魯和馬光榮（2011）在《中國市場化進程對經濟增長的貢獻》中所公布的中國分省市場化進程指數，作為反映市場化進程的綜合性指標，來考察市場化對于各省份經濟增長的貢獻⑥。

對于人均受教育年限的計算，我們根據國家統計局公布的人口受教育結構數據，采用樊綱、王小魯和馬光榮（2011）的計算方法，將每一種受教育程度按照一定的教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數，加總之和再除以相應的總人口，便得到人均受教育水平。具體的年限處理方法如下：大專及以上教育以16年計，高中、初中、小學和文盲分別以12年、9年、6年和0年計。⑦

五、回歸結果分析（一）：人口因素與中國經濟增長

（一）混合回歸（OLS）與FGLS回歸

與大部分研究結果一致（如Cai and Wang，2005，2006；zheng and Rui，2010），總撫養比與經濟增長率在1%的顯著水平下表現出強烈的負相關關系。回歸結果顯示，總撫養比的系數為-0.15，即總撫養比每下降1個百分點，人均GDP增長率增加0.15個百分點。從1996—2010年，中國總撫養比由48.8%下降到34.2%，共下降了14.6個百分點，相當于對經濟增長率的貢獻為2.2（14.6*0.15）個百分點，而同時期中國人均GDP的平均實際增長率為9.12%⑧，也就是說這一時期人均GDP增長率中的大約四分之一（2.2/9.12）可以歸因于總撫養比的下降。這一結論與Cai and Wang（2006）的研究中采用增長回歸方法核算的人口效應結果相同，說明在過去的15年中，人口轉變對經濟增長率的貢獻不可小覷。

本文最值得期待的結果來自總撫養比的增長率（gD），回歸（4）的結果顯示其系數不僅為預期的負值，而且在1%的顯著性水平下顯著，這一結果對Zheng and Rui（2010）的研究結果有所改善。他們發現，盡管總撫養比與經濟增長率存在顯著的負相關關系，但總撫養比的增長率卻并不顯著。而本文的結果也驗證了Bloom and Canning（2004）對跨國面板數據的實證研究，人口年齡結構不僅通過總撫養比對經濟增長率產生長期影響，而且通過總撫養比的增長率帶來短期效應。不僅如此，總撫養比的增長率似乎具有更大的影響效果，其每降低1個百分點，人均GDP增長率上升0.234 4個百分點。

城市化率與人口密度對經濟增長率均有兩方面的影響，其最終效應取決于規模經濟與交通擁擠這兩種力量的共同作用。在回歸（4）中，城市化率的系數為-0.028 9，且在10%的水平上顯著，說明過度城市化給經濟造成的負面作用相對大一些。因此，城市效益并不總是與城市規模成正比，當規模擴大到超過環境的承載能力時，效益反而會下降。實證中對于人口密度的研究也并未得出一致的結果。Bloom，Canning and Malaney（2000）與Kelley and Schmidt（2005）均報告了人口密度的正效應，但均不顯著；而Zheng and Rui（2010）卻發現人口密度對經濟增長具有顯著的負效應。在我們的研究中，人口密度的回歸系數為0.173 6，且在1%的水平上顯著，說明規模經濟所帶來的正影響在當前占主要地位。在對中國省際數據的相關研究中，Zheng and Rui（2010）發現投資率的回歸系數雖為正卻并不顯著，他們將其歸因于投資率可能并不是物質資本投資的較好的代理變量，也可能是由于投資率本身的內生性使其影響效果已經在人口轉變中通過儲蓄影響體現出來。與此不同的是，本文報告了正且顯著的投資率，這一結果與Cai and Wang（2005）和Bloom and Canning（2010）對中國各省的研究結果相同，說明高投資率能夠導致更快地物質資本積累，從而促進經濟更快地增長。

本文的一個創新之處在于采用了國民經濟研究所公布的中國分省市場化進程指數來代替以往研究中的非國有經濟所占比重來反映市場化進程對經濟增長的影響，結果顯示二者的正相關關系很明顯，這可能得益于該指數較準確地反映了中國經濟的市場化程度，也說明市場化體系改革對經濟增長具有重要的促進作用。其他控制變量的回歸結果與大部分文獻一致，更高的開放度以及更低的政府干預程度有助于經濟增長率的提高，唯一令人吃驚的結果在于人均受教育年限作為人口質量的反映，是一種人力資本，不僅不具有顯著性，而且符號也與預期的相反。這個現象在之前的一些文獻中也有出現（如Bloom and Canning 2007，2010），可能有以下幾個原因。第一，測量誤差。本文以歷年《中國統計年鑒》中抽樣人口的受教育程度而推斷總人口的人均受教育年限，樣本的代表性也許并不好；此外，由于2001年的抽樣數據不可得，這里以2000年人口普查數據作替代，影響了估計的準確性。第二，教育水平對經濟增長的真實影響并未得到有效反映（Pritchett，2001）。而導致這一結果的原因可能由于教育質量的低下，或是市場在雇用高水平教育人才時所表現出的失靈狀態。第三，人力資本的滯后效應。當人均受教育年限增加時，參加工作的年齡被相應推遲，因此人均受教育年限的增加可能會對當期經濟增長產生不利影響，但有利于促進以后各期經濟的快速增長。

（二）影響渠道和政策環境作用的檢驗

許多研究（Bloom and Williamson，1998；Bloom，Canning and Sevilla，2002；Cai and Wang，2005；Bloom and Canning，2007；Choudhry and Elhorst，2010）認為，有利的人口改變（如工作年齡人口所占比例的增加以及勞動參與率的提升等）并不會自動帶來人均產出的增長，人口紅利的實現還要依賴一定的政策、制度和環境，這些決定了一個經濟體對新增人口的物質與人力資本投資以及將其吸收轉化為生產性勞動力的能力。具體研究方法是在回歸方程中引入人口結構變量與政策環境（如市場化、開放度等）的交叉項來進行考察。與此不同的是，本文從另外一個角度通過構建總撫養比與投資率的交叉項，來對人口年齡結構影響經濟增長的主要渠道以及中國政策環境的有效性進行檢驗，主要思想為：儲蓄—投資是人口因素作用于經濟增長的一條重要影響渠道。當社會總撫養比下降時，人均勞動力供給增大，在有利的政策環境作用下，這些增加的勞動力供給會被社會吸收并轉化為社會生產力，從而提高全社會的儲蓄率和人均儲蓄水平。同樣，增加的社會儲蓄也只有在一定的經濟社會環境下被用于增加投資，才能夠真正貢獻于經濟增長率。

儲蓄—投資機制是人口年齡結構影響經濟增長率的一條最主要的渠道。此外，交叉項的系數顯著為負，可見由人口轉變所帶來的人口紅利（如人均勞動力供給增加、儲蓄增加）只有轉變為實實在在的投資，才能夠促進經濟的增長，而這個過程的實現需要依賴良好的社會經濟和政策條件。在不利的經濟社會及政策環境下，一個經濟體則無法利用各種人口紅利，相反，還可能引發經濟倒退以及社會的不穩定。比如拉丁美洲，雖然具有有利的人口變化，但由于其投資縮減以及保護主義政策，實際上卻引起了勞動生產率的下降（Bloom，Canning and Malaney，2000；Bloom and Canning，2004）。在加入交叉項后，投資率的系數成倍地增加了，由FGLS回歸中的0.019 7增加到了0.159 2，說明其對經濟增長的影響作用加強了。也就是說，越是在良好的政策環境條件下，投資率的增加就越能夠促進經濟的發展。

（三）工具變量法（IV）

由于存在異方差問題，本文采用Durbin-Wu-Hausman test來進行異方差穩健的內生性檢驗，結果表明三個回歸均在1%顯著水平下強烈拒絕了不存在內生性的原假設，說明即使在采用了期初值后經濟增長率仍然對總撫養比有一定影響，因此進行工具變量法的回歸是很有必要的。此外，Shea partial R-sq與Sargan test的結果說明了所選工具變量的有效性得到滿足，即工具變量與內生解釋變量高度相關，而與擾動項則不相關。采用工具變量法回歸后的大部分解釋變量比混合OLS回歸的影響程度增大，且顯著性也得到了提升。

由于總撫養比的增長率與經濟增長率同時期發生，因此我們對總撫養比的增長率也采用了其一階滯后值、初始人均GDP的一階滯后值、出生率與死亡率的一階滯后值（即1991年、1996年與2001年的取值）作為工具變量進行回歸，結果發現大部分解釋變量的顯著性反而大大降低了，甚至一些原先顯著的解釋變量也變得不再顯著，對于總撫養比增長率的工具變量法回歸并不有效，因此我們將其從回歸中去除。由此說明，經濟增長率對于人口因素的反向影響主要是通過總撫養比，而不是總撫養比的增長率。

六、回歸結果分析（二）：人口老齡化對經濟、社會的影響

根據Choudhry and Elhorst（2010）研究中聯合國（2008）關于中國人口撫養比未來發展趨勢的預測，我國的人口紅利在2010—2015年將消失，隨后開始進入退休潮，取而代之的是人口負債。從2030年之后，老年撫養比將超過少兒撫養比，成為總撫養人口的主流，對經濟社會的影響日益凸顯。一方面，老年人口的增加降低了人均勞動力供給，提升了個人消費支出的比例，降低了私人儲蓄和投資，使經濟增長趨于停滯；另一方面，中國日益嚴重的老齡化趨勢將給養老、醫療和社會服務帶來巨大壓力。過高的依存負擔（如人口老齡化）會使整個社會的年金、醫療等非生產性公共支出增加，而生產性的物質資本投資則會相應減少，從而不利于經濟的長期增長（Bloom and Freeman，1986；Cai and Wang，2005）。

由于總撫養比是由少兒撫養比和老年撫養比構成，而這兩類人群具有不同的消費和儲蓄模式，其對經濟的影響也不盡相同。因此，本部分分別引入少兒撫養比與老年撫養比以及二者的增長率，來考察他們各自對經濟增長影響的分離效應。結果表明，無論是對于少兒撫養（Dyouth）比，還是少兒撫養比的增長率（gDyouth），其系數都顯著為負。由于少年人口完全不具備生產勞動能力，他們是經濟的純消費者，所以這部分人口的增多不僅會消費本可以用作投資的物質資本，降低全社會的投資率和再生產能力，而且還會占用更多的勞動力（主要是婦女），降低女性勞動參與率和勞動力的供給。由此說來，少兒撫養比越大，其增長率越快，整個社會的撫養負擔則越重，進而會阻礙經濟的發展前進。

但就老年人口來說，相關的研究卻未得出一致的結論。Choudhry and Elhorst（2010）與Zheng and Rui（2010）均發現，老年撫養比在一些回歸中的系數為正，而在另一些回歸中的系數卻為負，但在統計上卻都不顯著；Kelly and Schmidt（2005）與Bloom et al.（2008）也并未發現老年撫養比與經濟增長率之間有強烈的相關關系。而對于其增長率，Zheng and Rui（2010）的研究結果表明，雖然老年撫養比增長率的符號為正，但在任何一個回歸方程中都并不顯著，Bloom and Willimson（1998）也得出了相同的結論。我們的研究結論與先前文獻中的實證結果并無太大出入，從回歸（9）與回歸（10）的結果看出，老年撫養比及其增長率的符號均為正，不過老年撫養比的增長率十分不顯著。就老年撫養比這一模棱兩可的符號而言，原因可能是多方面的。一個合理的解釋是，從圖2的事實中我們可以看出，在整個樣本期間老年撫養比的變化并不大，總撫養比的下降主要得益于少兒撫養比的大幅降低，二者的趨勢走向相一致，而老年撫養比在此期間反而呈逆趨勢略微上升的狀態。由于樣本中的中國各省份并未完成人口轉變的整個過程，剛剛或即將步入老齡化主宰的第三階段，因此老齡化對中國經濟可能帶來的負影響還并未顯現出來。此外，也有一些研究對于老齡化給經濟帶來的不利影響產生質疑。Mason and Lee（2004）提出了“第二人口紅利”的學說，即在人口老齡化的過程中，有勞動能力的人出于對未來養老的擔心，在年輕時會產生更強烈的資產積累動機，導致社會的投資增加，引起資本深化，即使人口不斷老齡化而使有效勞動力數量下降，國民經濟也會因人均資本的增加而保持一段快速增長的時期。因此，人口老齡化可能會與經濟增長表現出不顯著的正相關關系。還有觀點認為，相比于少兒來說，老年人可能通過多種方式繼續對經濟增長有一定的貢獻作用（Bloom and Willimson，1998）。認為，老年人通過照顧青年人、做兼職工作甚至仍然儲蓄，因而繼續對經濟增長起著貢獻作用。隨著預期壽命的延長，老年人的健康狀況得以提升，再加上其豐富的社會經驗和技能，這些都能夠擴大老年人力資源的供給，延長人口紅利。

七、人口、經濟與社會的協調發展

（一）基本結論

為了考察人口因素對中國過去15年經濟增長的貢獻率，我們將1996—2000年與2001—2006年擬合經濟增長率的變化進行分解，采用Kelley and Schmidt（2005）研究中的相對貢獻率來衡量各種影響力量的大小。

可以看出，人口因素對經濟增長率的相對貢獻率為20.18%（15.88%+0.2%+3.9%+0.2%），這個結論與Kelley and Schmidt（2005）對跨國實證研究的結論基本相同，他認為，如果預期壽命不算作人口變量，而作為健康水平的代理變量從而反映人力資本的質量，那么人口因素可以解釋經濟增長變動的21%。在其他影響因素中，初始人均GDP的作用最顯著（20.08%），也就是說，在控制了穩定狀態的收入水平后，窮國（即初始人均GDP較低的地區）比富國（即初始人均GDP較高的地區）具有更高的經濟增長率，向穩定狀態收斂的速度更快。其次是市場化進程指數，它對經濟增長的貢獻程度為12.19%，說明我國人口紅利的實現離不開深入的市場化改革和有利的政策環境。投資率、開放度和教育水平的影響程度相當，分別為3.9%、4.6%和4%。同時，外生的因素沖擊控制了34.47%的跨時期經濟增長改變。

總而言之，我國過去15年的經濟增長在很大程度上得益于人口轉變產生的人口紅利，同時也受益于較高的投資率、開放度和市場化改革等因素。但是，根據聯合國的預測，我國的人口紅利將在2010—2015年內消失，取而代之的日益嚴重的老齡化問題以及由此產生的人口負債。然而，我國的人口轉變卻不同于世界發達國家，有其自己獨特的規律。世界發達國家的人口轉變是一個自然的過程，其實現人口轉變時社會經濟已經處于較高的發達水平，人口素質較高，表現為“先富后老”，因此相比較而言，發達國家有較好的經濟基礎和能力來應對老齡化問題。而我國的人口轉變卻是在計劃生育政策的作用下，通過壓縮時間來實現的，尤其是在人均GDP較低、人口素質不高、人民生活還不富裕的情況下步入老齡化社會，表現為“先老后富”，對我國來說將是一個嚴峻的挑戰。因此，如何通過建立健全符合中國國情的社會養老保障體系，應對日益嚴峻的老齡化挑戰，在“未富先老”的社會環境中，以有限的資源保障和改善廣大老年人的健康水平，是需要政策制定者高度重視的民生問題。

（二）政策建議

為了解決老齡化帶來的社會難題，結合中國的實際國情，本文認為應該采取以下措施：

第一，從人口數量和結構上講，我們可以借鑒國外發達國家的經驗，改革人口生育政策，適當放寬我國部分群體的生育計劃，提高生育率。這樣做從短期來看，可能會進一步加重整個社會的總撫養負擔，但從長期來看，有利于提高勞動年齡人口的比重，緩解日趨嚴重的老齡化趨勢。其次，提高勞動力市場的運行效率，創造更多的就業機會，可以降低社會總體的失業率，提高勞動參與率和人均勞動力供給，促進經濟增長。

第二，從人口質量和素質上講，健康是人力資本的重要組成部分，是影響老年人繼續從事勞動、參與社會工作的重要個體因素。Kalwij and Vermeulen（2005）發現，勞動參與率隨年齡而下降，很大程度上取決于健康水平隨年齡的不斷惡化。因此，推進中國醫療保障制度的建設，提高人口整體的健康水平和預期壽命，對于提高勞動參與率和經濟發展速度至關重要。此外，加大對人力資本的投資，在普及教育、擴大教育覆蓋面的同時要注重教育質量的提高，通過引入國外優秀技術人才來改善我國人口的職業結構和素質結構，推遲人口老齡化的步伐。

第三，從退休政策上講，借鑒發達國家應對人口老齡化問題的對策，適度延長我國社會成員的退休年齡，可以增加人力資本的存量，降低社會撫養比。在當今老齡化的社會中，老齡健康人口在勞動力市場上活躍的身影也比較常見。通常來說，七十歲之前的老人大多身體健康，精力充沛，且有比較豐富的工作技能與職業經驗（王俊等，2012），因此合理選擇退休年齡可以使一部分老年人繼續對社會有貢獻作用。

第四，從養老保障方面上講，建立健全符合中國國情的社會保障體系至關重要。就養老模式而言，目前我國主要以家庭養老為主，而事實上養老不僅要保障老年人的基本生活，還需要大量適合老年人心理、醫學等方面的專業護理服務。因此，未來養老產業的發展方向是要使老年人的生活保障逐步走向社會化，完善社會化養老服務體系，探索社區養老、居家養老、互助養老、養老產業等多位一體的養老服務支撐體系。就保障資金而言，要逐步建立以社會保險費為主體、政府財政投入為重要補充、多渠道籌資為輔助的社會保障資金支撐體系，同時探索社會保障金保值、增值的成功運營模式，確保我國社會保障金規模的可持續發展。

注釋：

①根據《中國統計年鑒》（2011）計算而得。

②數據來自《中國統計年鑒》（2011）。

③定義來自國家統計局。

④由于中國各地區預期壽命的相關數據只有1982、1990和2000年三次人口普查所公布的數據，其他年份的數據并不可得，因此預期壽命這一重要的人口因素并未包括在本文的研究變量之中，可能會對研究結果有一定的影響。

⑤中國29個省（市、自治區）包括除香港、澳門和臺灣外的其他21個省份（不包括四川）、5個自治區和3個直轄市（不包括重慶）。由于重慶在1997年才開通成為直轄市，1997年以前的四川省統計數據中包括了重慶，而1997以后的重慶統計數據從四川省分離開來，因此本文將重慶市與四川省從樣本中剔除。

⑥由于市場化進程相對指數編制的初始年份為1997年，因此本文采用1997年各省份的市場化進程指數來代替1996年的對應數據。此外，對于西藏1997—1999年此數據的缺失，我們采用2000年的數據來做相應替代。

⑦由于抽樣數據的局限性，我們采用2000年人口普查的相關數據來代替計算2001年的人均受教育年限。

⑧相關數據根據《中國統計年鑒》（2011）計算而得。

⑨政府支出占GDP的比重，作為政府干預的一個代理變量，通常被認為對長期經濟增長起抑制作用。根據Barro（1991）的研究，盡管政府消費支出對于私人生產率（或私人產權）并不產生直接影響，但它通過稅收的扭曲效應以及政府支出計劃而降低儲蓄水平和經濟增長。由于財政支出中的教育與國防支出更像是一種公共投資而非公共消費，它們很可能會影響私人部門的生產率和私人產權，從而對私人投資產生影響，為此，我們將教育與國防支出剔除后的其他政府支出占GDP的比例來作為政府干預的代理變量，此比例的降低有助于釋放更多的資源用于生產率較高的私人投資，從而促進經濟增長。

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責任編輯、校對：關 華