導(dǎo)語：人口紅利在經(jīng)濟(jì)增長中的意義一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

近代以來，現(xiàn)代化一直與人口轉(zhuǎn)變過程相伴隨。不少學(xué)者從勞動(dòng)力比較優(yōu)勢等供給的角度進(jìn)行理論分析，人口因素受到很大重視(Juliansimon，1987；Simon，1980)。人口過程和經(jīng)濟(jì)過程是一體兩面：人口過程包括人口的數(shù)量、質(zhì)量、結(jié)構(gòu)和分布等變動(dòng)過程；經(jīng)濟(jì)過程包括工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化等過程。在人口過程中，人口結(jié)構(gòu)逐漸引起人們的注意。Bloom等人(1998)發(fā)現(xiàn)，過去的研究都只關(guān)注人口規(guī)模或人口增長，而忽視了人口年齡結(jié)構(gòu)這個(gè)關(guān)鍵變量。在相等的人口變動(dòng)規(guī)模下，由于不同年齡組人口的相對(duì)比重不同，不同類型的經(jīng)濟(jì)行為強(qiáng)度也會(huì)不同，人口轉(zhuǎn)變過程所造成的人口年齡結(jié)構(gòu)變化就成為影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。一般來說，在勞動(dòng)年齡人口比重高的情況下，人口生產(chǎn)性強(qiáng)，社會(huì)儲(chǔ)蓄率也高，也就是社會(huì)追加的人口生產(chǎn)性為經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)一個(gè)具有促進(jìn)作用的“人口紅利”，一個(gè)國家或地區(qū)如果恰好處于人口年齡結(jié)構(gòu)最富生產(chǎn)性的階段上，并且能夠?qū)@種人口紅利加以充分利用，經(jīng)濟(jì)增長就可以獲得一個(gè)額外的源泉，創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)增長奇跡。研究者又進(jìn)一步認(rèn)識(shí)到了老年撫養(yǎng)比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。Lee和Mason(2006、2007)提出人口老齡化將會(huì)產(chǎn)生第二人口紅利。他們認(rèn)為，進(jìn)入老齡化階段后的一二十年內(nèi)，由于勞動(dòng)年齡人口為退休而積累資產(chǎn)的動(dòng)機(jī)增加了儲(chǔ)蓄，整個(gè)社會(huì)的財(cái)富增加，而有效勞動(dòng)力數(shù)量下降，從而提高了每個(gè)勞動(dòng)人口的生產(chǎn)資本，單位平均資本收入進(jìn)入了一個(gè)快速增長的時(shí)期，并且會(huì)在較長的一個(gè)時(shí)期內(nèi)保持在較高的水平，繼續(xù)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。目前，凡是發(fā)達(dá)國家，人口轉(zhuǎn)變都已經(jīng)完成，而發(fā)展中國家，人口轉(zhuǎn)變?nèi)晕赐瓿?。中國是唯一的例外，雖然經(jīng)濟(jì)尚處于發(fā)展中國家的行列，但是在過去短短30年左右的時(shí)間里，史無前例地實(shí)現(xiàn)了從“高出生、低死亡、高增長”到“低出生、低死亡、低增長”的人口轉(zhuǎn)變模式，在2000年正式進(jìn)入老齡化社會(huì)(鄔滄萍等，2003、2004)。改革開放以來，按可比價(jià)格計(jì)算，在三十多年的時(shí)間里，中國的GDP增長了近14倍。這兩個(gè)變化幾乎是同步的，那么在中國特殊的國情中，人口紅利作用于經(jīng)濟(jì)增長的效果如何，如何挖掘人口紅利利用的潛力與不足，重點(diǎn)分析第二次人口紅利時(shí)期的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略是一個(gè)具有重大實(shí)際意義的課題。

二、人口紅利與中國經(jīng)濟(jì)增長研究綜述

Bloom等學(xué)者提出人口紅利概念以后，以中國的人口紅利解釋中國經(jīng)濟(jì)增長研究的也逐漸增多。Cook(2006)認(rèn)為，亞洲國家尤其是中國和越南經(jīng)濟(jì)的高速增長與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和人口轉(zhuǎn)變相伴而生，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)從農(nóng)業(yè)向以城市化為基礎(chǔ)的工業(yè)轉(zhuǎn)變和有利的人口年齡結(jié)構(gòu)，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長無疑有著重要意義。Wang和Mason(2005)對(duì)中國人口轉(zhuǎn)變與人口紅利的研究，把Bloom等人的結(jié)論放在中國的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)中進(jìn)行驗(yàn)證，證明了中國的人口轉(zhuǎn)變促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)更快增長。蔡昉、王德文(1999)對(duì)中國人口轉(zhuǎn)變過程與人口紅利的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為建國以后的人口轉(zhuǎn)變“大大減輕了人口撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)，提高了人口結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)性”，“在社會(huì)撫養(yǎng)少兒人口和老年人口負(fù)擔(dān)較輕的條件下，產(chǎn)生了兩個(gè)潛在的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的源泉，即所謂人口紅利”，使得中國從20世紀(jì)60年代中期開始享受人口紅利，并一直持續(xù)到2015年前后(王德文、蔡昉等，2004；Cai等，2005)。在中國的第二人口紅利方面，鞏勛洲、尹振濤(2008)分析了財(cái)富積累將如何推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；蔡昉(2009)認(rèn)為，僅從人口老齡化時(shí)期儲(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)角度來觀察，在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長作用的程度上，尚不能構(gòu)成堪與第一次人口紅利相提并論的第二次人口紅利，老年人力資源也應(yīng)該受到重視。通過文獻(xiàn)整理，我們發(fā)現(xiàn)上述研究存在一些不足：以前的研究始終沒有論證人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)生性(周祝平，2007)；總撫養(yǎng)比的變化可能是少兒系數(shù)和老年系數(shù)絕對(duì)或相對(duì)變化的結(jié)果，不多的定量和實(shí)證研究忽略了其變化的影響，也完全忽視這對(duì)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)造成的不同影響，而這些影響恰恰是亟需研究的(鄔滄萍，1999)。2000年中國正式進(jìn)入老齡化社會(huì)，“第二人口紅利”稍縱即逝，只是有存在的可能，很多問題比如中國是否存在第二人口紅利和怎樣增強(qiáng)和利用第二人口紅利的研究相對(duì)較少。判斷潛在人口紅利是否為經(jīng)濟(jì)增長所利用，以及在多大程度上被利用，需要使用長期的經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)和其他影響經(jīng)濟(jì)增長的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合計(jì)量分析(Bloom和Williamson，1997)。因此，我們使用省級(jí)面板數(shù)據(jù)分析研究這幾個(gè)問題。第一，“第一人口紅利”是否為中國經(jīng)濟(jì)增長所利用，他們之間是否存在內(nèi)生性？第二，中國已經(jīng)進(jìn)入老齡化社會(huì)，“第二人口紅利”是否已經(jīng)到來或者是否存在?第三，如何利用短暫的人口紅利尤其是第二人口紅利？如何將其效應(yīng)進(jìn)行延伸？人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長有可能受到潛在內(nèi)生性問題的影響，采用普通的面板回歸難以解決。本文采用動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)，通過工具變量解決變量的內(nèi)生性問題。

三、計(jì)量模型和數(shù)據(jù)

本文的目的在于檢驗(yàn)人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在關(guān)系而非研究經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，所以我們只考慮重要變量的影響，參照以往研究，選擇的變量如下。

(一)選擇指標(biāo)

(1)人均實(shí)際年收入(PGDP)：用來考察經(jīng)濟(jì)增長水平，由于獲得的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是名義GDP，因而要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整，按照全國各種價(jià)格定基指數(shù)所提供的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行換算，得出當(dāng)年的實(shí)際GDP再除以年末總?cè)丝?，得到人均?shí)際GDP。(2)物質(zhì)資本投資比例(SK)：用固定資產(chǎn)投資占GDP的比例來表示。(3)人力資本的度量(Pedunew)：人力資本測度一般有勞動(dòng)力成本法、教育年限法、在校學(xué)生比例法和教育經(jīng)費(fèi)法等，各類方法都存在一定的優(yōu)缺點(diǎn)(沈坤榮、李劍，2003)。本文借鑒陳釗等(2006)的估測方法來度量我國各省份的教育發(fā)展水平。計(jì)算方法如下：將每一種受教育水平按一定的受教育年限進(jìn)行折算，然后乘以該教育水平的人數(shù)，再加總，最后除以相應(yīng)的包含文盲的總?cè)丝诒愕玫饺司芙逃剑瑪?shù)據(jù)單位為人年。(4)經(jīng)濟(jì)體制變遷(PI)：政府財(cái)政收支占GDP的比重來表示政府的參與程度，反映體制因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。(5)金融發(fā)展(FD)：在一個(gè)成熟的市場經(jīng)濟(jì)體中，衡量金融發(fā)展的指標(biāo)主要包括金融機(jī)構(gòu)存貸款占GDP比率、證券市場市值比率、證券市場流動(dòng)性比率(Levine，1997、2004)。我國證券市場發(fā)展于20世紀(jì)90年代初，發(fā)展時(shí)間較短而且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響較弱，故在此暫不考慮證券市場對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用效應(yīng)。同時(shí)，在金融不發(fā)達(dá)的國家或地區(qū)，金融中介的功能主要體現(xiàn)為信貸活動(dòng)即資金的運(yùn)用程度，而以存款/GDP來確定金融發(fā)展水平可能是不恰當(dāng)?shù)?王晉斌，2007)，故本文采用金融機(jī)構(gòu)年末貸款總額/GDP來表示金融發(fā)展。(6)對(duì)外貿(mào)易(TRADE)：改革開放以來，在開放政策的推動(dòng)下，中國的進(jìn)出口成為經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿χ?。本文使用各省份進(jìn)出口占GDP的比重作為變量。(7)城市化(URBAN)：由于中國大陸的城市政策變化很大，城市標(biāo)準(zhǔn)不一，所以使用城市勞動(dòng)力占總勞動(dòng)力的比重表示城市化水平。(8)技術(shù)進(jìn)步(RD)：技術(shù)進(jìn)步通常被認(rèn)為來源于人力資本投資和R&D的投入(Lucas，1988；Romer，1990)。我國R&D支出主要來自于國家財(cái)政投入，民間投資較少；健康素質(zhì)的提高也是人力資本的一個(gè)方面(張車偉，2005；王豐，2007)，在我們已經(jīng)考慮了教育水平后，也要考慮健康；技術(shù)進(jìn)步指標(biāo)選擇財(cái)政支出中用于科研、衛(wèi)生的人均經(jīng)費(fèi)支出(科衛(wèi)經(jīng)費(fèi)/全社會(huì)總就業(yè)人口)來表示。(9)遷移(EM)：遷移代表人力資本的流動(dòng)，使用各省凈遷移率來表示。(10)人口紅利指標(biāo)的選擇：目前，對(duì)于人口紅利的研究尚處于起步階段，關(guān)于人口紅利的定義也眾說紛紜，但都認(rèn)同人口紅利包含兩大基本要素：一是勞動(dòng)力數(shù)量和比例相對(duì)較大；二是撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)相對(duì)較輕。王豐(2007)認(rèn)為，處于勞動(dòng)年齡段的人口未必都參與生產(chǎn)，被撫養(yǎng)的人口未必不參與勞動(dòng)，因而最好使用參加工作的勞動(dòng)力人口所承擔(dān)的撫養(yǎng)人數(shù)，即撫養(yǎng)人數(shù)/勞動(dòng)力人數(shù)。但是，由于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口受到其他經(jīng)濟(jì)因素的影響很大，產(chǎn)生嚴(yán)重的共線性，因此本研究仍舊選擇人口年齡結(jié)構(gòu)，分為少兒撫養(yǎng)比(CDR)、老年撫養(yǎng)比(ODR)和總撫養(yǎng)比(TDR)。

(二)研究方法

對(duì)于解決數(shù)據(jù)中可能存在的內(nèi)生性問題，Islam(1995)建議將增長區(qū)間劃分為幾個(gè)更短的區(qū)間，從而可以應(yīng)用固定效應(yīng)或差分變換等面板數(shù)據(jù)方法，有效地消除隨時(shí)間變化的地區(qū)非觀測效應(yīng)，以減輕估計(jì)誤差，縮小內(nèi)生性。然而，固定效應(yīng)估計(jì)量盡管可以減輕一部分省略變量誤差，仍然不能排除某些隨時(shí)間變化的未觀測因素可能同時(shí)造成的內(nèi)生性問題，仍然可能是不一致的。Arellano和Bond(1991)提出的一階差分廣義矩，可以有效控制某些解釋變量的內(nèi)生性問題，即DIF-GMM估計(jì)(first-differencedGMM)。DIF-GMM的基本思路是求差分，然后用一組滯后的解釋變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量，避免因變量和自變量之間的反向因果關(guān)系。在選擇解釋變量時(shí)，我們充分考慮了經(jīng)濟(jì)增長影響因素的復(fù)雜性，采用的基本模型表達(dá)為：it0it1itiitPGDPαPGDPβECλU?=++++(1)其中，i、t分別代表地區(qū)和年份，itPGDP與it1PGDP?分別為地區(qū)i在t和t—1時(shí)刻的人均實(shí)際年收入。itEC為自變量；iλ、itU分別表示地區(qū)效應(yīng)及殘差。為消除地區(qū)固定效應(yīng)iλ的影響，對(duì)式(1)進(jìn)行差分轉(zhuǎn)換，得到：itit1ititPGDPPGDPβECU?Δ=Δ+Δ+Δ(2)在式(2)中，滯后被解釋變量的一階差分項(xiàng)ΔitPGDP與差分誤差項(xiàng)ΔitU存在較強(qiáng)的相關(guān)性，可能導(dǎo)致內(nèi)生性。動(dòng)態(tài)面板采用工具變量法來解決這個(gè)問題，即以滯后項(xiàng)itkPGDP?為工具變量(Arellano和Bond，1991)，并且可以通過矩約束條件來獲得有效的參數(shù)估計(jì)：(,)0itkitEPGDPU?Δ=，其中，k≥2(3)當(dāng)解釋變量嚴(yán)格外生時(shí)，應(yīng)滿足矩條件：(,)0,itkitEPGDPU?Δ=此時(shí)k為任意值；當(dāng)解釋變量為弱外生變量或內(nèi)生變量時(shí)，應(yīng)滿足矩條件：(,)0,itkitEPGDPU?Δ=此時(shí)k≥2。由于差分GMM的滯后項(xiàng)工具變量與差分項(xiàng)內(nèi)生變量之間的相關(guān)性較小，易產(chǎn)生弱外生工具變量問題，而且差分后還濾掉了非時(shí)變參數(shù)的影響(Blundell和Bond，1998；Bond等，2001)。為了克服這一問題，Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)提出了另一種GMM估計(jì)量，即SYS-GMM估計(jì)量(systemGMM)。其基本思想是將水平式(1)作為補(bǔ)充納入估計(jì)方程，最終采用水平方程和差分方程進(jìn)行估計(jì)。這時(shí)，水平方程因變量滯后項(xiàng)itΔPGDP采用其差分滯后項(xiàng)it1PGDP?Δ作為工具變量。對(duì)于系統(tǒng)GMM估計(jì)而言，結(jié)合了差分方程和水平方程，還增加了一組滯后的差分變量作為水平方程相應(yīng)變量的工具，相對(duì)來說具有更好的有限樣本性質(zhì)，更能控制內(nèi)生性。根據(jù)對(duì)權(quán)重矩陣的不同選擇，系統(tǒng)GMM估計(jì)可分為一步(one-step)和兩步(two-step)估計(jì)。Bond等(2001)認(rèn)為，在有限樣本條件下，兩步GMM的標(biāo)準(zhǔn)協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關(guān)和異方差問題，但同時(shí)也存在向下偏倚的缺陷，從而影響統(tǒng)計(jì)推斷。因此，xtabond2在xtabond的基礎(chǔ)上進(jìn)行了改進(jìn)，通過二步協(xié)方差矩陣對(duì)樣本進(jìn)行糾偏，從而使兩步系統(tǒng)GMM比一步法更加有效(Roodman，2006)。此外，對(duì)于GMM估計(jì)量是否有效可行，Bond等(2001)指出了一種簡單的檢驗(yàn)辦法，即將GMM估計(jì)值分別與固定效應(yīng)估計(jì)值及混合OLS估計(jì)值比較。由于混合OLS估計(jì)通常嚴(yán)重高估滯后項(xiàng)的系數(shù)，而固定效應(yīng)估計(jì)則一般會(huì)低估滯后項(xiàng)的系數(shù)。因此，如果GMM估計(jì)值介于兩者之間，則是可靠有效的。本文在模型中加入了動(dòng)態(tài)變量，以便更好地分析人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，基本模型見式(4)：it0it11it2it3it4it5itPGDPβPGDPβSKβPedunewβRDβPIβFD?=++++++6it7it8it9ititβTRADE+βURBAN+βEM+βDR+U(4)根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)通常處理方法(Loayza等，2000；Horioka和Wan，2006；鐘水映、李魁，2009)，我們將人口變量當(dāng)作外生變量。模型中的其他變量要么當(dāng)作弱外生的，要么當(dāng)作前定的，我們選用“內(nèi)部工具”，即把弱外生或前定變量的滯后值作為它們自己的工具變量。

(三)使用數(shù)據(jù)

國際上通常把總撫養(yǎng)比下降到50以下稱為人口機(jī)會(huì)窗口開啟，也就是人口紅利期的形成，因此我國的人口紅利大致是從1990年開始，樣本取自1990—2007年的年度數(shù)據(jù)；我國于2000年正式進(jìn)入老齡化社會(huì)，為了考察第二人口紅利，對(duì)老年撫養(yǎng)比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響僅僅考慮到2000—2007年。我們的數(shù)據(jù)來源為《新中國五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》與《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《1990年以來常用人口數(shù)據(jù)集》。為保證數(shù)據(jù)口徑的相對(duì)一致性，西藏不包括在內(nèi)，重慶市則與四川省合并，數(shù)據(jù)跨度為18年，橫截面單元為中國29個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，使用軟件是Stata10.0。

四、結(jié)果分析

在SYS-GMM中，我們可以通過觀察解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù)來判斷二步法系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果是否合理。從表2可知，兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果位于混合OLS與固定效應(yīng)之間，這表明兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)未因弱工具變量問題而出現(xiàn)嚴(yán)重偏誤。一般而言，Sargan統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值越大，越能夠說明工具變量的有效性。在二步SGMM估計(jì)下，Sargan檢驗(yàn)(原假設(shè)“工具變量組合外生”)的P值為0.834和0.473，這說明采用的工具變量都能夠滿足與各自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的要求。檢驗(yàn)附加工具變量有效性的Sargan差伴隨P值達(dá)到0.447和0.792，說明采用的工具變量都能夠滿足與各自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的要求。殘差自相關(guān)檢驗(yàn)AR(1)和AR(2)伴隨P值分別為0.182和0.263、0.18和0.303，這驗(yàn)證了二階差分方程中的殘差項(xiàng)不存在自相關(guān)，說明我們?cè)O(shè)定的動(dòng)態(tài)二階自回歸模型符合矩約束條件的要求。在人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響中，從1990年開始至今，在控制內(nèi)生性的情況下，總撫養(yǎng)比對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，這驗(yàn)證了中國過去20年間的經(jīng)濟(jì)增長得益于有利的人口年齡結(jié)構(gòu)。人口紅利期內(nèi)勞動(dòng)年齡人口增長大于總?cè)丝谠鲩L，帶來了總?cè)丝谥袆趧?dòng)力數(shù)量的相對(duì)改變，勞動(dòng)年齡人口的經(jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)不斷減輕，勞動(dòng)力價(jià)格下降，廉價(jià)的勞動(dòng)力吸引了大量的外商投資，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。生命周期理論認(rèn)為，人們傾向于在成年時(shí)期進(jìn)行正儲(chǔ)蓄。因此，人口年齡結(jié)構(gòu)是決定一個(gè)國家居民儲(chǔ)蓄率高低的重要因素，而高儲(chǔ)蓄率被認(rèn)為是解釋中國經(jīng)濟(jì)高速增長的一個(gè)主要因素(Horioka等，2006；Modigliani和Cao，2004)。國民收入中的人口投資，都要有一筆用于新生人口的投資；所以少兒撫養(yǎng)比的升高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起負(fù)面影響，影響系數(shù)在(－311.5，－90.87)之間。1990—2007年間，少兒撫養(yǎng)比大幅度下降，國民收入中用于消費(fèi)支出的部分相對(duì)減少，用于儲(chǔ)蓄的部分相應(yīng)增加，較大地改變了國民收入中消費(fèi)和儲(chǔ)蓄分配比例，這也是人口紅利影響經(jīng)濟(jì)增長的一條重要渠道。中國經(jīng)濟(jì)的增長從1990年后至今平均高于10%，高于1978—1990年間的經(jīng)濟(jì)增長，這更加說明了“人口紅利”的作用。但是，少兒年齡結(jié)構(gòu)和老年年齡結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長影響不同，兩者雖然都比較穩(wěn)定，但方向不同。少兒年齡結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起負(fù)向作用，而老年則相反。這說明了第二人口紅利的作用。進(jìn)入老齡化的國家，勞動(dòng)年齡人口數(shù)量的下降也不必然就使得經(jīng)濟(jì)增長速度放緩(Bloom和Canning，2001、2003；Bloom，Canning和Sevilla，2001)。快速的人口轉(zhuǎn)變會(huì)在一二十年內(nèi)使一國儲(chǔ)蓄率大幅上升，逐漸出現(xiàn)儲(chǔ)蓄高峰(Higgins和Williamson，1996；Bloom和Williamson，1998)。中國計(jì)劃生育政策導(dǎo)致生育率大幅度下降(Coale，1984；Mauldin，1982；Bongaarts等，1985；Wolf，1986)，造成了罕見的快速老齡化進(jìn)程(杜鵬，1992、1996；Cai和Wang，2006)，因此現(xiàn)在處于人口老齡化的初期，人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄的總的影響效應(yīng)為正(袁志剛、宋錚，2000；汪偉，2008)。居民儲(chǔ)蓄率快速上升的主要影響因素可歸集為三大因子：制度因子、不確定性因子與收入因子(殷興山、孫景德、張超群，2007)，較大的不確定性會(huì)使老年人預(yù)防性儲(chǔ)蓄增加，老年人的醫(yī)療和養(yǎng)老問題、社會(huì)保障制度的缺失和改革的不確定性增加了人們的儲(chǔ)備性儲(chǔ)蓄，人口老齡化使更多的人們出于養(yǎng)老防老的考慮而進(jìn)行儲(chǔ)蓄。老年人的消費(fèi)和投資渠道狹窄，則使老年人強(qiáng)制性儲(chǔ)蓄增加(孫奎立、劉庚常，2009)。更為重要的是，當(dāng)下的老年人口長時(shí)期經(jīng)歷了計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，他們對(duì)把錢存進(jìn)銀行有著較強(qiáng)的慣性依賴，對(duì)銀行的放心和其他金融工具的高度不信任使他們無可選擇。上述諸多原因使中國進(jìn)入老齡化社會(huì)后儲(chǔ)蓄甚至更高，金融市場為國內(nèi)儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)換為生產(chǎn)型的投資提供了一個(gè)很好的平臺(tái)，帶來了第二人口紅利，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變帶來的勞動(dòng)力數(shù)量和比例提高為經(jīng)濟(jì)增長提供了豐富的勞動(dòng)力資源，但是這種轉(zhuǎn)變只是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和兌現(xiàn)人口紅利的必要條件，而非充要條件。人口紅利的兌現(xiàn)具有條件性，主要體現(xiàn)在：我們看到人力資本對(duì)其有顯著的正向影響，人力資本積累極大地緩解了人口負(fù)擔(dān)過重給經(jīng)濟(jì)增長帶來的負(fù)面影響，保證了經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)老年撫養(yǎng)比的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向作用也可能有老年人力資本的作用，在健康壽命延長的條件下，老年人為寶貴的人力資源，擁有勞動(dòng)力市場所需要的人力資本，在實(shí)際上(不是在數(shù)字上)降低每個(gè)勞動(dòng)年齡人口供養(yǎng)的退休人口數(shù)量，為經(jīng)濟(jì)增長做貢獻(xiàn)(蔡昉，2009)。因此，人口健康素質(zhì)和受教育程度的提高形成的人口質(zhì)量紅利可以補(bǔ)償逐漸消失的人口數(shù)量紅利，為未來經(jīng)濟(jì)增長提供持久動(dòng)力。在1990—2007年間物質(zhì)資本對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的影響不大，這與很多發(fā)展中國家類似。二戰(zhàn)后發(fā)展中國家未能通過物質(zhì)資本的積累而獲得普遍和長期的經(jīng)濟(jì)增長，一個(gè)主要的原因在于這些發(fā)展中國家在提高物質(zhì)資本存量的同時(shí)未能同時(shí)或優(yōu)先提高人力資本水平，因而缺乏對(duì)所引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的吸收與再創(chuàng)新的能力。第二人口紅利階段的勞動(dòng)力質(zhì)量取代戰(zhàn)略，依賴于第一階段積累的經(jīng)濟(jì)成果能很好地通過教育、培訓(xùn)、醫(yī)療等進(jìn)行人力資本投資。因此，大力投資教育和健康，提高人力資本積累和全民素質(zhì)，使未來的老年人大都擁有勞動(dòng)力市場所需要的人力資本，是最大化兌現(xiàn)第二人口紅利的重要舉措。由于教育、科研和衛(wèi)生的改善具有外部性，在很大程度上依賴于政府投資，但是政府對(duì)科技和醫(yī)療衛(wèi)生的投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)向作用。這說明了我國現(xiàn)階段教育體制、教學(xué)質(zhì)量和醫(yī)療、衛(wèi)生保健體制仍然存在著嚴(yán)重問題的原因，政府的教育、衛(wèi)生投資短期來看，并不能對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來正面影響，在目前的唯GDP政績?cè)u(píng)價(jià)體系下，對(duì)其的投入不會(huì)有太大的增長。同時(shí)驗(yàn)證了中國的經(jīng)濟(jì)增長，主要?dú)w因于人口紅利的增加、勞動(dòng)參與率的提高和人力資本的提高，而非技術(shù)進(jìn)步。促進(jìn)勞動(dòng)力自由流動(dòng)可以改善勞動(dòng)力的配置效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。勞動(dòng)力在城鄉(xiāng)間的配置也對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著正向影響，勞動(dòng)力在各省區(qū)間的遷移也為遷入地帶來了經(jīng)濟(jì)增長。在目前中國，發(fā)達(dá)地區(qū)和城市中更好的就業(yè)機(jī)會(huì)以及人口差異仍會(huì)繼續(xù)推動(dòng)城鄉(xiāng)間、跨省遷移(王豐、梅森，2006)。遷移人口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響比較穩(wěn)定，按照替代遷移(ReplacementMigration)理論，人口遷移“能夠抵消總?cè)丝跍p少，勞動(dòng)力減少”。按照Rogers(1984)所提出的“年齡—遷移率”理論，青壯年人口的遷移傾向要遠(yuǎn)高于其他年齡階段的人口；在中國，15～29歲青壯年構(gòu)成了流動(dòng)人口或遷移人口的主體(翟振武，1996；段成榮，2008)，給遷入地帶來了豐富的勞動(dòng)力資源，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。目前，我國依然存在著限制城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)的諸多制度性障礙，二元戶籍制度及其附加的就業(yè)福利制度則首當(dāng)其沖，只有逐步廢除這些制度性障礙，促進(jìn)勞動(dòng)力流動(dòng)，才能進(jìn)一步提高勞動(dòng)力配置效率，進(jìn)而最大化我國的人口紅利效應(yīng)。但是，人口的遷移和城市化會(huì)使中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的人力資源流向東部和城市地區(qū)，曾經(jīng)對(duì)其投資的當(dāng)?shù)氐胤秸@利不大，這對(duì)地方政府投資科研、衛(wèi)生帶來消極作用。因此，中央政府要給予凈人口遷出地區(qū)政府補(bǔ)償，并加大中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的科研、衛(wèi)生投入。

五、結(jié)論

從以上的分析可以看出，人口轉(zhuǎn)變帶來的人口負(fù)擔(dān)較輕造成的人口紅利，在中國現(xiàn)在的政策體制下，得到了充分利用，所以我們可以說人口紅利是推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長主要因素之一。老年人的增多或者老年撫養(yǎng)比的加大在1990—2007年間甚至促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這也說明了老齡化對(duì)中國儲(chǔ)蓄的影響和老年人力資本的重要性，按照這個(gè)觀點(diǎn)，也就是說帶來了第二人口紅利。人口紅利是不可持續(xù)的，人口轉(zhuǎn)變所帶來的戰(zhàn)略機(jī)遇期只是為一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長提供了一個(gè)有利的環(huán)境，要將潛在的機(jī)遇轉(zhuǎn)換為現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)增長和財(cái)富積累，充分利用當(dāng)前的人口紅利機(jī)遇期是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要戰(zhàn)略契機(jī)，必須輔之以及時(shí)而有效的發(fā)展戰(zhàn)略調(diào)整。其中，適宜的政策和體制至關(guān)重要，需要政策制定者根據(jù)人口結(jié)構(gòu)的改變對(duì)政策做出相應(yīng)的調(diào)整，如促進(jìn)城市化，人力資本的優(yōu)化配置，才能促進(jìn)人口紅利的更好利用；物質(zhì)資本已不是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?，勞?dòng)力質(zhì)量投資是最大化人口紅利和經(jīng)濟(jì)增長的重要舉措，政府尤其是中央政府應(yīng)該注重教育、科研、衛(wèi)生等投資，注重于如何提供廉價(jià)、公平、普遍的受教育機(jī)會(huì)，中央政府要給予凈人口遷出地區(qū)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，以加大中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的科研、衛(wèi)生投入，使我國“人口紅利”效應(yīng)最大化。