人口紅利變化地規(guī)律、測度及其影響

PAGEPAGE1人口紅利變化的規(guī)律、測度及其影響收稿日期收稿日期：基金項目：教育部新世紀優(yōu)秀人才支持計劃“經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高與和諧發(fā)展”（NCET-06_0890）；陜西省重點學科西方經(jīng)濟學建設項目（2008SZ09）。作者簡介：郭晗（1987-），男，陜西漢陰人，西北大學經(jīng)濟管理學院研究生，研究方向為西方經(jīng)濟學。任保平（1968-），男，陜西鳳縣人，西北大學經(jīng)濟管理學院院長、教授、博士生導師，研究方向為西方經(jīng)濟學，發(fā)展經(jīng)濟學。郭晗任保平（西北大學經(jīng)濟管理學院,710127）摘要：從理論層面看，人口紅利期意味著適齡勞動人口比重較大，能夠提供充足的勞動力供給以延緩資本報酬遞減，同時較低的社會撫養(yǎng)比能夠提高儲蓄率，進而有利于資本形成；從現(xiàn)實層面看，中國近三十年來的高速增長確實伴隨著適齡勞動人口比重的不斷上升，如果中國的高速增長是由人口紅利帶來的，那么人口紅利的逐步消失意味著中國以往的增長模式面臨著重要的瓶頸。本文分析了人口紅利變化的規(guī)律及其對經(jīng)濟增長的影響機制，以為后紅利時代中國增長模式的轉(zhuǎn)型提供相應的理論基礎，同時對近三十年來中國的人口紅利變化進行測度，并通過實證分析研究中國的人口紅利變化及其對經(jīng)濟增長的影響，以為中國后紅利時代的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型提供相應的現(xiàn)實基礎。關鍵詞：人口紅利人口負債經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型改革開放三十年來，中國的經(jīng)濟增長獲得了巨大的成功，甚至被稱為“中國奇跡”。有很多學者認為中國經(jīng)濟的高速增長應當歸功于人口紅利的作用（蔡肪，2008）。由于適齡人口比重增加，大量的適齡勞動人口從農(nóng)村轉(zhuǎn)向城市，為中國的工業(yè)化和城市化做出了不可磨滅的貢獻，而由于社會撫養(yǎng)比降低提高了整個社會的儲蓄率，又為資本形成提供了充足的條件，也極大的加速了中國工業(yè)化的進程。如果從統(tǒng)計描述上來看中國的經(jīng)濟增長與年齡結(jié)構(gòu)，我們無法回避這樣一個事實，中國近三十年來的高速增長是伴隨著適齡勞動人口比重的不斷上升，如下圖所示，從1982年到2010年，中國的少年人口比重從33.6%下降至18.5，老年人口比重從4.9%上升至8.5%，而適齡勞動人口比重從61.5上升至73%，總撫養(yǎng)比也從62.6%下降至34.2%。人口轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟增長具有雙重影響，如果中國的高速增長是由人口紅利帶來的，那么即將到來的人口負債將意味著中國的增長奇跡面臨破滅的危險。并且，依據(jù)蔡肪（2010）的研究，中國目前已經(jīng)走到勞動力從無限供給轉(zhuǎn)向有限供給的轉(zhuǎn)折點，人口紅利的逐步消失意味著中國以往的增長模式面臨著重要的瓶頸。由此也引出了本文的主題：中國的人口紅利發(fā)生了怎樣的變化？這種變化對中國經(jīng)濟增長有何影響？在人口紅利變化背景下中國應當如何完成增長模式的轉(zhuǎn)型？一、文獻述評在以往的研究中，人口紅利對經(jīng)濟增長主要有兩方面影響（MasonandLee，2006）。一是由于社會撫養(yǎng)比較低，提高了全社會的儲蓄率，進而有利于資本形成，推動經(jīng)濟增長；二是由于適齡勞動人口比重增加，帶來了充足的勞動力供給，進而延緩了資本報酬遞減的狀況，進而維持高速增長。因而目前探討人口紅利與經(jīng)濟增長關系的文獻也主要集中于這兩類。人口紅利對儲蓄率產(chǎn)生影響的理論淵源來自于生命周期假說（AndoandModigliani，1963），在這個理論框架中，少年人口和老年人口都屬于消耗財富的群體，只有兩者之間的適齡勞動人口是凈儲蓄群體，換言之，適齡勞動人口產(chǎn)出大于消費，因而“創(chuàng)造儲蓄”，少年人口和老年人口只消費不產(chǎn)出，因而“消耗儲蓄”，那么，如果適齡勞動人口占總?cè)丝诒戎厣仙?，儲蓄率就會上升，反之儲蓄率則降低。以生命周期假說為理論基礎，有學者對人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關系做了大量的實證檢驗。Leff（1969）采取了1964年74個國家的跨國數(shù)據(jù)驗證了儲蓄率與非勞動年齡人口比例的關系，在控制了人均GDP對數(shù)和過去5年人均GDP增長率以后，結(jié)論得出總儲蓄率與15歲以下人口比例和64歲以上人口比例成反比。Higgins和Willianmson（1997）以16個亞洲國家1950-1992年的數(shù)據(jù)為研究對象，與Leff得出了相同的結(jié)論，即認為撫養(yǎng)系數(shù)與儲蓄率成反比，這些亞洲國家自60年代以來的儲蓄類別增長應當歸功于少兒撫養(yǎng)比的降低，舒爾茨（2005）對Higgins和Willianmson（1997）研究進行了擴展，將在原模型中的作為外生變量的儲蓄類內(nèi)生化，卻沒有得出人口年齡構(gòu)成顯著影響儲蓄率的結(jié)論。Thornton（2001）考察了美國1956-1995年的人口年齡結(jié)構(gòu)與儲蓄率的關系，他構(gòu)建了少兒撫養(yǎng)指標和老年撫養(yǎng)指標，通過協(xié)整檢驗發(fā)現(xiàn)，少兒撫養(yǎng)負擔和老年撫養(yǎng)負擔均對美國儲蓄率均存在一定程度的負效用。具體到以中國為研究對象的層面，王德文、蔡肪和張學輝（2004）采用Leff（1969）模型檢驗了中國人口撫養(yǎng)比與儲蓄率的關系，結(jié)論得出社會撫養(yǎng)比降低使儲蓄增加，而老齡化速度加快則使人口轉(zhuǎn)變對儲蓄的貢獻率弱化。鄭長德（2007）基于我國1989-2005年的省際面板數(shù)據(jù)分析了人口轉(zhuǎn)變對各地區(qū)儲蓄率的影響，結(jié)論認為儲蓄率與少兒撫養(yǎng)比存在正相關關系，而與老年撫養(yǎng)比存在負相關關系。汪偉（2009）以生命周期理論為出發(fā)點，采取1989-2006年的省級面板數(shù)據(jù)考察了經(jīng)濟增長、人口年齡結(jié)構(gòu)變化與儲蓄率的關系，也認為經(jīng)濟高速增長與社會撫養(yǎng)系數(shù)下降是中國儲蓄率上升的原因，經(jīng)濟增長對儲蓄率上升的貢獻隨著適齡勞動人口比重的增加被強化，但也隨著人口老齡化程度加深而被弱化。此外，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對勞動力供給有著明顯影響，一方面，適齡勞動人口比重的增加本身就意味著勞動力供給的增加，另一方面，勞動力撫養(yǎng)負擔降低可以促使更多勞動力從家庭非生產(chǎn)性活動轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)性活動中（LindhandMalmberg，1999）。針對中國城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的事實，有學者認為由于人口紅利帶來的勞動力供給延緩了資本報酬遞減，從而維持了中國的高速增長（蔡肪，2008）。有學者研究了由人口紅利帶來的勞動力供給變化與中國經(jīng)濟增長的關系，汪小勤和汪紅梅（2007）指出，中國的人口紅利主要表現(xiàn)為較高的適齡勞動人口比例，高適齡勞動人口比重意味著較高的勞動力參與率，從而對經(jīng)濟增長存在正效應。湯向俊和任保平（2010）則指出，勞動力與資本的有效結(jié)合是人口紅利得以發(fā)揮和經(jīng)濟持續(xù)增長的重要條件，而勞動力的跨部門轉(zhuǎn)移是中國經(jīng)濟得以長期、高速增長的關鍵，但他們也指出，人口年齡結(jié)構(gòu)變化將使新增勞動力明顯減少，現(xiàn)有的高投資增長模式難以維持。關于這個問題，王德文（2007）做出了詳細的解釋，他指出中國經(jīng)濟的增長受益于大量適齡勞動人口從農(nóng)村向城市的遷移，適齡勞動人口比例的上升對經(jīng)濟有正效應，但老齡化最終會帶來勞動力供給的低速增長，因此保持中國未來持續(xù)增長將取決于人力資本積累、勞動生產(chǎn)率提高以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。在人口紅利評價方面，陳友華（2005）以瑞典1957年生命表人口為基準,以少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比以及總撫養(yǎng)比為判斷依據(jù)，將三類撫養(yǎng)比分別低于30%、23%、53%時的水平確定為人口紅利，并據(jù)此進一步細分為人口暴利、人口高利、人口紅利和人口微利四種類型。陳燕萍（2010）從生育率變化、人口年齡結(jié)構(gòu)變動、人口負擔系數(shù)以及流動人口對人口結(jié)構(gòu)的影響等方面對浙江的人口紅利進行了評價。Misbah和Elhorst（2010）以1961-2003年的中國、印度和巴基斯坦為研究對象，運用少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比以及經(jīng)濟增長指標計算了人口紅利對經(jīng)濟增長的貢獻率，結(jié)論認為從1961年到2003年，中國經(jīng)濟增長的46%應當歸功于人口紅利的作用，這一數(shù)字在印度是39%，在巴基斯坦則為25%，并且他們還指出，從2005年到2050年，印度和巴基斯坦將繼續(xù)享有人口紅利對經(jīng)濟增長的正效應，而中國由于從人口紅利轉(zhuǎn)向人口負債，將面臨人口轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟增長的負效應。綜上可知，國內(nèi)外學者對人口紅利與經(jīng)濟增長的關系作了大量的研究，但在眾多文獻中，從靜態(tài)角度研究人口紅利的增長效應居多，從動態(tài)角度研究人口紅利變化對經(jīng)濟增長影響較少，對人口紅利期的描述分析較多，從統(tǒng)計上進行評價和預測較少。本文首先分析人口紅利變化的一般規(guī)律，并從增長核算角度探討人口紅利變化對經(jīng)濟增長的影響，進而對中國人口紅利變化進行評價和預測，在此基礎上研究中國人口紅利變化對中國經(jīng)濟增長的影響，回答后紅利時代中國增長模式的轉(zhuǎn)型問題。二、人口紅利變化對經(jīng)濟增長影響的機理分析（一）人口紅利的變化規(guī)律人口紅利并非一個靜止概念，隨著人口轉(zhuǎn)變的變遷過程，它也會產(chǎn)生自身的一種變化規(guī)律。在人口轉(zhuǎn)變的第一階段，出生率與死亡率都處在高水平，進而整個社會少兒人口比重較大，少兒撫養(yǎng)比較高，出現(xiàn)少兒人口負債，即“負的人口紅利”；在人口轉(zhuǎn)變的第二階段和第三階段，死亡率與出生率先后出現(xiàn)下降，社會撫養(yǎng)比有所降低，進而先后出現(xiàn)老年人口紅利與少兒人口紅利；到人口轉(zhuǎn)變的第四階段，出生率和死亡率都處于較低水平，此時整個社會老年人口比重較大，老年撫養(yǎng)比較高，出現(xiàn)老年人口負債，再次出現(xiàn)“負的人口紅利”。人口負債期人口負債期人口紅利期人口負債期人口增長率出生率死亡率時間另外需要指出的是，人口紅利既是一個定性概念，也是一個定量概念。這意味著人口紅利并非離散變量，而是連續(xù)變量。其值域與社會撫養(yǎng)比呈反比例變化，人口紅利大時，意味著勞動年齡人口占社會總?cè)丝诒戎剌^大，社會撫養(yǎng)比較低，反之亦然。由于人口紅利與社會撫養(yǎng)比的這種反向變動關系，我們將人口紅利用1/來表示，其中為社會總撫養(yǎng)比。那么人口紅利的變化應當遵循以下規(guī)律：時間時間1/(1+ra)區(qū)域b區(qū)域aOABEF區(qū)域c如圖所示，橫軸為時間t，縱軸為人口紅利1/，其中O點所在人口結(jié)構(gòu)為標準人口結(jié)構(gòu)，即此時的撫養(yǎng)比表示既無紅利也無負債。在一個封閉的時間段OF內(nèi)，隨著經(jīng)濟發(fā)展和人口轉(zhuǎn)變，總撫養(yǎng)比將呈現(xiàn)先下降后升高的趨勢，而人口紅利1/則呈現(xiàn)先升高后下降的趨勢，歷經(jīng)“人口負債—人口紅利—人口負債”的轉(zhuǎn)變。A、B、E三個時間點將OF劃分為四個時間段，OA體現(xiàn)為人口負債，并且人口負債逐漸消失，向人口紅利轉(zhuǎn)化，A點為人口負債向人口紅利的轉(zhuǎn)折點；AE為人口紅利期，其中AB為人口紅利逐漸增大的過程，BE為人口紅利逐漸減小直至消失的過程，由此可見B點為人口紅利拐點；EF為第二個人口負債期，人口紅利消失，人口負債再次開始形成，E點為人口紅利向人口負債的轉(zhuǎn)折點。由于人口結(jié)構(gòu)變化的特性，區(qū)域a的面積相當于區(qū)域b與區(qū)域c面積之和，這意味著人口紅利并非是一種沒有成本的“饋贈”，相反在紅利期對經(jīng)濟增長造成了多少好處，那么在負債期都要付出相應的代價。（二）人口紅利變化對經(jīng)濟增長影響的傳導機制從增長核算的角度，我們可以把經(jīng)濟增長劃分為兩部分：一是要素的增長，即資本和勞動等投入要素的增加；二是技術和效率的增長。那么，人口紅利在其中出于什么位置呢？我們采取一個調(diào)整后的Solow-swan增長模型（Mankiwetal，1992）來說明這個問題，在模型中加入人力資本因素后，采取規(guī)模報酬不變和?？怂怪行缘腃obb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，可得：(2.1)在(1)式中，Y表示總產(chǎn)出，A表示全要素生產(chǎn)率（TFP），K表示物質(zhì)資本存量，H表示人力資本存量，L表示勞動力投入，、和表示各種要素份額。給等式兩邊同除總?cè)丝赑并取對數(shù)，可得：(2.2)在(2)式中，y表示人均總產(chǎn)出，k表示人均物質(zhì)資本存量，h表示人均人力資本存量。進一步可將等式改寫為：(2.3)由(2.3)式可知，人均經(jīng)濟增長率由全要素生產(chǎn)率變動、人均物質(zhì)資本變動、人均人力資本變動和勞動人口占總?cè)丝诒戎刈儎拥人牟糠譀Q定。人口紅利變化對勞動力供給和資本形成分別產(chǎn)生重要影響，從而影響經(jīng)濟增長。人口紅利變化與勞動力供給變化的關系最為直接。從靜態(tài)角度看，在人口紅利期內(nèi)，宏觀上勞動力供給直接擴大，微觀上由于撫養(yǎng)比降低家庭中會有更多的勞動人口進入生產(chǎn)性活動，從而有利于經(jīng)濟增長，在人口負債期內(nèi)，勞動力供給減少，同時高撫養(yǎng)比也會使更多適齡勞動人口參與到非生產(chǎn)型領域中，不利于經(jīng)濟增長。因此，當人口紅利變化時，勞動力供給也會發(fā)生變化。簡言之，人口紅利的增加可以擴大勞動力供給增長率，擴大勞動力參與程度，反之亦然。這可以在(2.3)式中對應的四部分得到體現(xiàn)，人口紅利增大，意味著擴大，從而經(jīng)濟增長率提高。從社會撫養(yǎng)比的角度也可以解釋這個機理，將取倒數(shù)形式為，進一步改寫為，也即，那么可以表示為，該函數(shù)是社會撫養(yǎng)比的減函數(shù)，這意味著如果社會撫養(yǎng)比降低，人口紅利增大，那么勞動人口比重增長率提升，經(jīng)濟增長率提高。因此，隨著人口紅利變化，勞動力供給也會發(fā)生相應的變化。當人口結(jié)構(gòu)處于第一個人口負債期時，勞動力供給低于標準人口結(jié)構(gòu)下的勞動力數(shù)量，但處于不斷上升狀態(tài)，當跨越人口負債到人口紅利的轉(zhuǎn)折點后，勞動力供給高于標準人口結(jié)構(gòu)下的勞動力數(shù)量，出現(xiàn)由人口紅利帶來的“額外的勞動力供給增長”，當?shù)竭_人口紅利拐點時，勞動力供給處于最大時期，并在拐點之后出現(xiàn)增長率下降的情況，當跨越人口紅利到人口負債的轉(zhuǎn)折點后，勞動力供給將再次低于標準人口結(jié)構(gòu)下的勞動力數(shù)量，勞動要素將變得稀缺從而不利經(jīng)濟增長。人口紅利變化與資本形成的關系來自于生命周期假說（AndoandModigliani，1963）。在生命周期理論中，適齡勞動人口為“儲蓄人口”，而非勞動年齡人口為“消費人口”。相應地，當一個國家或地區(qū)處于人口紅利期時，適齡勞動人口比重大，也即社會撫養(yǎng)比或勞動力人均負擔較低，這就為高儲蓄率創(chuàng)造了條件，而一國處于人口負債期時，高撫養(yǎng)比使得整個社會難以形成較多的儲蓄。這意味著，適齡勞動人口占總?cè)丝诒戎厣仙梢蕴岣邇π盥?。當人口紅利增大時，社會撫養(yǎng)比降低，適齡勞動人口比重及其增長率提高，從而儲蓄率及其增長率增加，為資本形成創(chuàng)造條件，使人均物質(zhì)資本增長率提升,從而經(jīng)濟增長率提高。因此，隨著人口紅利變化，儲蓄率也會發(fā)生相應的變化。當人口結(jié)構(gòu)處于第一個人口負債期時，儲蓄率低于標準人口結(jié)構(gòu)下的儲蓄率，但處于不斷上升狀態(tài)，當跨越人口負債到人口紅利的轉(zhuǎn)折點后，儲蓄率高于標準人口結(jié)構(gòu)下的儲蓄率，出現(xiàn)由人口紅利帶來的“額外的資本形成”，當?shù)竭_人口紅利拐點時，儲蓄率處于最高點，并在拐點之后出現(xiàn)增長率下降的情況，當跨越人口紅利到人口負債的轉(zhuǎn)折點后，儲蓄率將再次低于標準人口結(jié)構(gòu)下的儲蓄率，資本要素將變得稀缺從而不利經(jīng)濟增長。人口紅利變化與人力資本積累并無直接邏輯關系，即人口紅利變化并非人力資本積累變化的充分條件或必要條件，人口紅利變化時，人力資本積累是否變化取決于個人主體和國家主體的選擇。但人口紅利變化是導致人力資本積累變化的潛在因素，其機理有二：第一，由于人口紅利期內(nèi)社會總撫養(yǎng)比較低，儲蓄率將提升以提供更多的資本形成，而由于適齡勞動人口比重上升，勞動力供給擴大，又在一定程度上延緩了資本報酬遞減，這意味著，在人口紅利期內(nèi)，僅依靠粗放的要素投入增長方式也能獲得較高的經(jīng)濟增長，但人口紅利消失之后，在人口負債期內(nèi)原有增長方式將難以為繼，客觀上迫使一國轉(zhuǎn)變增長方式，從依靠勞動力數(shù)量增長轉(zhuǎn)向勞動力質(zhì)量增長，從收獲“人口紅利”轉(zhuǎn)向收獲“人力資本紅利”；第二，當人口紅利消失，到達第二個人口負債期時，人口變化體現(xiàn)為低生育率和低死亡率，此時的人口負債為主要是以老齡化為表現(xiàn)的老年人口負債，社會少兒撫養(yǎng)比較低，客觀上促使家庭中給單個子女以更多的教育投入，從而提高人均人力資水平，進而實現(xiàn)經(jīng)濟增長報酬遞增。人口紅利變化與配置效率的關系，主要體現(xiàn)在勞動力的跨部門轉(zhuǎn)移。配置效率是指在技術條件不變的情況下，現(xiàn)有資源的重新配置產(chǎn)生的效率。對于發(fā)展中國家而言，通常其收獲人口紅利的過程也伴隨著其城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變的過程，大量的適齡勞動人口處在農(nóng)村，這一部分人從鄉(xiāng)村農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到城市工業(yè)部門，恰是勞動力資源配置效率的體現(xiàn)。當人口紅利增長時，將產(chǎn)生更多的農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和城市就業(yè)，由于二元結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變初期工農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率存在的差異，在技術條件不變情況下，勞動力資源的重新配置將提高效率，進而創(chuàng)造更高的產(chǎn)出增長率。在中國人口紅利消失之后，勞動力配置效率的提高必須依賴于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進一步調(diào)整和升級綜上，在人口紅利期內(nèi)，經(jīng)濟增長主要來自于人口紅利對于和的貢獻，當人口紅利消失之后，必須通過加快經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型，通過和的增長來保持增長，實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展。三、中國人口紅利變化的測度現(xiàn)有文獻在評價人口紅利時，往往采用撫養(yǎng)比指標的分解來考察人口紅利。其優(yōu)點在于容易看出人口紅利的結(jié)構(gòu)，但其缺點在于只能看出人口紅利變化的相對程度，較難看出人口紅利對經(jīng)濟增長貢獻的大小。人口紅利概念本意指“對經(jīng)濟增長的額外源泉”，因此，可將經(jīng)濟增長貢獻劃分為兩部分，一是“正常增長”，即既無人口紅利也無人口負債的增長，或者說在標準人口結(jié)構(gòu)下的增長，二是“紅利增長”，即由人口結(jié)構(gòu)變化帶來的經(jīng)濟增長。根據(jù)前文分析，可將人均產(chǎn)出分解為勞均產(chǎn)出與撫養(yǎng)比因子倒數(shù)之積，有以下等式：(3.1)同理可得“正常產(chǎn)出”部分，即標準人口結(jié)構(gòu)本文參考陳友華（2005）的研究，即以瑞典1957年的人口結(jié)構(gòu)為標準人口結(jié)構(gòu)，本文參考陳友華（2005）的研究，即以瑞典1957年的人口結(jié)構(gòu)為標準人口結(jié)構(gòu)，其社會撫養(yǎng)比為53%。(3.2)由此可得“紅利產(chǎn)出”部分，因此人口紅利大小可采取如下等式衡量：(3.3)由(3.3)式可知，人口紅利對經(jīng)濟增長的貢獻率divi只與撫養(yǎng)比ra相關，據(jù)此可計算出我國人口紅利對增長貢獻的變動情況如下：表3-1：中國1953-2010人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長貢獻變化情況年份人均產(chǎn)出（元）正常產(chǎn)出（元）紅利產(chǎn)出（元）人口紅利貢獻率1953141.76154.48-12.72-0.08971964208.42242.05-33.63-0.16141982527.78556.54-28.76-0.054519871112.381094.8717.510.015719901644.471598.9945.480.027719955045.734881.78163.950.032519965845.895656.32189.570.032419976420.186185.49234.690.036619986796.036540.93255.100.037519997158.506882.86275.640.038520007857.687293.46564.220.071820018621.717976.69645.020.074820029398.058709.53688.520.0733200310541.979757.85784.120.0744200412335.5811335.551000.030.0811200514143.7012832.051311.6470.0927200616456.2714871.671584.6050.0963200720117.4818128.641988.8410.0989200823647.6421230.702416.9390.1022200925545.3622856.292689.0650.1053201029920.1326238.623681.5140.1230根據(jù)表3-1可知，我國人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻率在上世紀80年代中期之前為負，在上世紀80年代中期之后為正，這意味著我國自上世紀80年代中期開始由人口負債期進入人口紅利期，這與撫養(yǎng)比指標分解的人口紅利測度得出的結(jié)論相同。從人口紅利對經(jīng)濟增長貢獻率的大小來看，從1987年至1999年我國人口紅利對經(jīng)濟增長的貢獻率基本處于1%到4%的區(qū)間，可稱為弱質(zhì)型人口紅利，自2000起人口紅利對經(jīng)濟增長貢獻率開始高于7%，可稱為強質(zhì)型人口紅利，自2007年起人口紅利對經(jīng)濟增長貢獻率超過10%，并在2010年達到12.3%，達到最高點。根據(jù)聯(lián)合國發(fā)展報告對于中國人口結(jié)構(gòu)變化的預測，我們進一步計算出2000-2050年來人口紅利貢獻率，由于統(tǒng)計口徑的差異，2000-2010年數(shù)據(jù)與統(tǒng)計局網(wǎng)站數(shù)據(jù)略有誤差，具體來自于聯(lián)合國的少兒撫養(yǎng)比數(shù)據(jù)約高于統(tǒng)計局數(shù)據(jù)5個百分點，但少兒撫養(yǎng)比與老年撫養(yǎng)比總體變動趨勢與統(tǒng)計局數(shù)據(jù)保持一致。我們采取聯(lián)合國發(fā)展報告的數(shù)據(jù)，計算得人口紅利對經(jīng)濟增長貢獻率如下：表3.2：2000-2050中國人口紅利變化情況年份總撫養(yǎng)比少兒撫養(yǎng)比老年撫養(yǎng)比人口紅利貢獻率20004838100.032720054231110.071920103928110.091520154027130.085020204427170.058820254626190.045820304925240.02612035542430-0.00652040592435-0.03922045612436-0.05232050632538-0.0654數(shù)據(jù)來源：UnitedNations（2008）。據(jù)表3.2可知，中國的人口紅利拐點約出現(xiàn)在2010年，而人口紅利向人口負債的轉(zhuǎn)折點約出現(xiàn)在2030年，這意味著，我國的人口紅利將在2010年達到頂峰，此后持續(xù)向下，并將在2030年轉(zhuǎn)向人口負債。根據(jù)撫養(yǎng)比結(jié)構(gòu)的變化情況，我們可以發(fā)現(xiàn)，人口紅利的降低和消失主要是由老年撫養(yǎng)比的提升帶來的，這意味著老齡化社會的到來將使我國逐漸步入老年人口負債時期。為了應對老年人口負債時期可能出現(xiàn)的各種問題，需要在后人口紅利背景下實現(xiàn)經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)型。四、人口紅利變化對中國經(jīng)濟增長影響的實證檢驗本文采取加入人力資本調(diào)整的Solow-swan模型作為研究框架，以分析人口紅利對中國經(jīng)濟增長的影響。在建立模型前提出如下基本假定：（1）生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報酬不變和?？怂怪行?；（2）產(chǎn)出中有部分用于儲蓄，物質(zhì)資本投資和人力資本投資使用相同的生產(chǎn)函數(shù)，且具有相同的折舊率；（3）物質(zhì)資本投資規(guī)模與人力資本投資規(guī)模相當；（4）人口增長率外生給定。（5）全要素生產(chǎn)率（TFP）恒定，即模型為穩(wěn)態(tài)增長模型。在提出如上基本假定后，本文提出基本分析模型：(4.1)其中y為人均總產(chǎn)出，A為全要素生產(chǎn)率（TFP），k為人均物質(zhì)資本，h為人均人力資本，L為勞動人口，P為總?cè)丝?。進一步將(4.1)式寫為：(4.2)由于人口增長率n為外生給定，全要素生產(chǎn)率恒定為A，且人力資本與物質(zhì)資本折舊率相同，則可得物質(zhì)資本和人力資本的動態(tài)路徑，其動態(tài)方程如下：(4.3)(4.4)對人均物質(zhì)資本k和人均人力資本h求解，可得穩(wěn)態(tài)下的k和h分別為：(4.5)(4.6)進一步得出穩(wěn)態(tài)下的人均產(chǎn)出為：(4.7)由基本假定（3）有，對等式兩邊取對數(shù)可得：(4.8)根據(jù)Mankiwetal（1992）對穩(wěn)態(tài)的線性方法，有：(4.9)將(4.8)式代入(4.9)式，可得：(4.10)(4.10)式表明，在全要素生產(chǎn)率TFP不變且人口增長率與資本折舊率給定的情況下，總產(chǎn)出增長取決于儲蓄率s以及社會總撫養(yǎng)比ra。由于中國各省區(qū)人口結(jié)構(gòu)差異較大，人口紅利貢獻率的變動又往往受到人口流動和人口遷移的影響，因此本文采取全國的數(shù)據(jù)來檢驗人口紅利變化對中國經(jīng)濟增長的影響。為了保持理論模型與實證模型的一致性，具體的計量檢驗方程設定參考公式4.10，由于折舊率一般假定為常數(shù)，而在實行計劃生育政策以后我國的總和生育率TFR也長期徘徊在1.8左右，人口增長率也可以視為常數(shù)，進而設定計量方程如下：(4.11)在現(xiàn)實中一個地區(qū)的人口年齡結(jié)構(gòu)變化由兩種因素決定，一是該地區(qū)自身的人口年齡結(jié)構(gòu)變化，二是外來人口的流入與本地人口的流出。在研究人口紅利變化對中國經(jīng)濟增長的影響時，如果采用省際面板數(shù)據(jù)進行分析，將難以消除由于省際勞動力流動和遷移所帶來的內(nèi)生性問題，因而本問將采用采用協(xié)整的方法對時間序列數(shù)據(jù)進行分析。限于人口年齡結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)可得性，本文采取1995-2010年的數(shù)據(jù)進行分析。其中經(jīng)濟增長y取以1995年為基期計算出的不變價格人均GDP，儲蓄率s取各年份固定資本形成總額與當年GDP的比值，而撫養(yǎng)比ra則取各年的社會總撫養(yǎng)比來表示，即當年15歲以下人口與65歲以上人口之和與適齡勞動人口的比值。各年數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒2011》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒2011》。在運用OLS法對模型進行回歸時，一般都假設經(jīng)濟變量的時間序列平穩(wěn)，但這與實際往往是不相符的，在這種前提下做回歸，得到的結(jié)果很有可能是偽回歸，OLS也就變得沒有意義，因此必須對變量進行時間序列平穩(wěn)性的單位根檢驗，本書采用ADF單位根檢驗，在選取滯后項時采取AIC和SC最小原則，ADF檢驗結(jié)果如下：表5-1變量的ADF單位根檢驗變量檢驗形式（C,T,K）ADF統(tǒng)計量臨界值結(jié)論水平檢驗結(jié)果C,T,1-2.118341-3.339288*不平穩(wěn)C,T,5-3.251746-3.445500*不平穩(wěn)C,T,3-2.934878-3.382039*不平穩(wěn)一階差分檢驗結(jié)果C,T,5-4.097949-3.490147*平穩(wěn)C,T,5-4.018897-3.490147*平穩(wěn)C,T,0-3.476884-3.339288*平穩(wěn)注：上表中檢驗形式（C,T,K）分別表示單位根檢驗方程中的常數(shù)項、時間趨勢和滯后期，D表示差分算子，*表示10%置信水平。從檢驗結(jié)果來看，、和水平值的ADF統(tǒng)計量均大于相應的臨界值，在10%的置信水平下接受原假設H0，也就是說這三個變量在時間序列上是不平穩(wěn)的，那么對其進行的OLS有可能是偽回歸。在對各變量進行一階差分后在進行ADF檢驗發(fā)現(xiàn)，、和的ADF統(tǒng)計量均小于10%置信水平下的臨界值，序列是平穩(wěn)的，因此認為這三個變量同屬于一階單整序列，對這樣的變量可以進行進一步的協(xié)整檢驗以解釋其經(jīng)濟關系。在以上的ADF檢驗已經(jīng)達到了協(xié)整檢驗的基本條件，可以進行協(xié)整分析。那么協(xié)整分析的基本思想就是，如果兩個或者兩個以上的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但是它們的某個線性組合確是平穩(wěn)的，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，稱之為協(xié)整關系。換言之，如果兩個或兩個以上具有各自長期波動規(guī)律的變量，如果它們之間是協(xié)整的，則他們存在一個長期的均衡關系。由于、和同屬于一階單整序列，因此可進行進一步的協(xié)整檢驗，我們對這三個變量進行OLS，得到回歸模型的估計結(jié)果后，對模型估計的殘差序列進行ADF單位根檢驗，得到檢驗統(tǒng)計量為-4.415560，小于顯著性水平1%下的臨界值-4.011354，可以認為估計殘差序列為平穩(wěn)序列，進而我們可以認為，、和存在協(xié)整關系，也就是說明1995-2010年中國經(jīng)濟增長、儲蓄率變化和人口紅利之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。根據(jù)ADF檢驗和協(xié)整檢驗的結(jié)果，我們建立誤差修正模型（ECM），首先定義誤差修正項ECM，根據(jù)OLS的結(jié)果得出和的系數(shù)，則可通過減去和與其自身系數(shù)乘積的和得出ECM的值，進而得出協(xié)整方程如下：=7.462531+0.224728-0.127321-0.035212(0.22103)(0.08275)(0.02131)(5.10321)(1.03227)(2.21273)調(diào)整后的=0.562032；F=4.98372.LogLikelihood=94.212311。上式協(xié)整系數(shù)下括號的數(shù)字表示標準差，第二層括號表示t統(tǒng)計量。由于在前文的協(xié)整檢驗中已經(jīng)證明了人均產(chǎn)出、儲蓄率和人口紅利之間存在長期的協(xié)整關系，而且t統(tǒng)計量表明各個變量在協(xié)整關系中均比較顯著。因此該協(xié)整方程表明，撫養(yǎng)比系數(shù)每下降1個百分點，將對經(jīng)濟增長造成12.73%的正向影響。五、人口紅利變化背景下中國經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)型（一）注重投資的外生增長向注重技術的內(nèi)生增長轉(zhuǎn)型在人口紅利拐點來臨之前，適齡勞動人口占總?cè)丝诒戎匾恢碧幱谏仙隣顟B(tài)，為我國的經(jīng)濟增長提供充足的勞動力供給，可以認為這一階段我國城鎮(zhèn)工業(yè)部門的勞動要素投入基本處于無限勞動力供給的時代，不會面臨資本報酬遞減，依靠要素投入擴張的外生增長可以持續(xù)很長的一段時間；但人口紅利拐點來臨之后，適齡勞動人口占總?cè)丝诒戎亻_始下降，從而資本要素投入將面臨邊際報酬遞減的狀況，此時投資擴張帶來的經(jīng)濟增長將變得不可持續(xù)，必須為經(jīng)濟增長尋找新的內(nèi)生動力，從依靠資源投入擴張轉(zhuǎn)向依靠生產(chǎn)率的增加，因而未來人口紅利的變化意味著我們經(jīng)濟增長方式必須從注重投資的外生增長向注重技術的內(nèi)生增長轉(zhuǎn)型。（二）勞動力的數(shù)量式增長向勞動力的質(zhì)量式增長轉(zhuǎn)型在人口紅利拐點來臨之前，我們往往更加注重勞動力的數(shù)量式增長，因為僅依靠勞動力的數(shù)量式增長也不會面臨資本報酬遞減，從而能夠帶來等量的經(jīng)濟增長。但勞動力的數(shù)量式增長本身并不是可持續(xù)的，一旦人口結(jié)構(gòu)越過人口紅利拐點，則在人口增長率保持不變的情況下，適齡勞動人口數(shù)量將無法保持原有的增長速度，甚至出現(xiàn)勞動力負增長的局面，從而使得要素增長出現(xiàn)不均衡的狀況。在勞動力面臨資本深化的情況下，唯有改變?nèi)肆Y本積累的模式，使勞動力從數(shù)量式增長轉(zhuǎn)向質(zhì)量式增長，才能解決要素增長不均衡的問題。實質(zhì)上也就是人口紅利拐點的到來對勞動力素質(zhì)的提高形成了一種倒逼狀態(tài)，從而加速勞動力的數(shù)量式增長向勞動力的質(zhì)量式增長轉(zhuǎn)型。（三）資源粗放開發(fā)型增長向資源高效節(jié)約型增長轉(zhuǎn)型在人口紅利拐點來臨之前，由于人口結(jié)構(gòu)的相對年輕化導致較高的勞動參與率，這為中國改革開發(fā)以來快速工業(yè)化和城市化的進程提供了豐富廉價的人力資本，人口結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)性在中國的經(jīng)濟高速增長中發(fā)揮了效應。但人口結(jié)構(gòu)年輕化雖然意味著整個社會的負擔較輕，同時也意味著人口的高生產(chǎn)性可能對生態(tài)環(huán)境消耗更大，持續(xù)的人口紅利可能對生態(tài)環(huán)境造成更大的生態(tài)環(huán)境代價，這是一種提前消費，即當代人消費子孫后代的生存環(huán)境和資源。特別是在廣大的中西部地區(qū)，其經(jīng)濟增長對生態(tài)環(huán)境的依賴度過高，生態(tài)環(huán)境的代價往往需要若干年后才能體現(xiàn)出來，在人后紅利背景下的粗放開發(fā)型增長尤其不可持續(xù)。因此中國必須在人口紅利拐點到來之前和生態(tài)環(huán)境問題大規(guī)模凸現(xiàn)之前快速實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型，即從資源粗放開發(fā)型增長向資源高效節(jié)約型增長轉(zhuǎn)型。參考文獻[1]Ando.A.andF.Modigliani.The“LifeCycle”HypothesisofSaving：AggregateImplicationsandTests[J].AmericanEconomicReview,1963,53（1）：55-84.[2]MasonAndrew.PopulationandAsianEconomicMiracle[J].Asia-PacificPopulationandPolicy,1997,11（43）：1-4.[3]Linda.DandMalmberg.B.AgeStrutureEffectsandGrowthinOECD：1950-1990[J].JournalofPopulationEconomics,1999（12）：431-449[4]Mankiw.GandRomer.DandWeil.D.AContributiontotheEmpiricsofEconomicGrowth[J].QuarterlyJournalofEconomics,1992（107）:407-437.[5]DavidE.BloomandJeffreyG.Williamson.DemographicTransitionandEconomicMiraclesinEmergingAsia[J].WorldBankEconomicReview,1998,12（3）：419-455.[6]MasonAndrewandRonaldLee.ReformandSupportSystemsfortheElderlyinDevelopingCountries：CapturingtheSecondDemographicDividend[J].Genus,2006,57（2）：11-35.[7]Leff.N.DependencyRatesandSavingsRates[J].AmericanEconomicReview,1969（59）：886-896.[8]Higgins.MandJ.Willianmson.AgeStructureDynamicsi