分析研析中国人口结构与经济增长联系协整模型研析

论文导读：的影响。研究发现，中国的固定资本投入和劳动力投入对经济增长有明显的促进作用，其贡献系数分别为0.6115和0.3071，但在其他经济变量不变的情况下，人口结构每增加1个百分点，就会促进经济增长0.0968个百分点，说明人口结构对经济增长有显著的正向影响。【关键词】人口结构经济增长协整模型

一、引言区域人口与经济存

【摘要】人口变动对经济增长的影响命题，学术界更多关注人口总量或人口增长对经济增长的影响，很少从人口结构的角度出发来研究这一问题。本文运用动态计量方法研究了1978-2010年期间中国人口结构、固定资产投资、劳动力投入对经济增长的影响。研究发现，中国的固定资本投入和劳动力投入对经济增长有明显的促进作用，其贡献系数分别为0.6115和0.3071，但在其他经济变量不变的情况下，人口结构每增加1个百分点，就会促进经济增长0.0968个百分点，说明人口结构对经济增长有显著的正向影响。
【关键词】人口结构 经济增长 协整模型
一、引言
区域人口与经济存在着无法割裂的内在联系，人口与经济相互依存、相互影响、密不可分。人口是经济发展的前提和归宿，人口数量的多少、增长的快慢、素质的高低以及结构和空间分布变动状况等会对区域经济发展产生影响，经济活动则为人口提供基本的生活无知条件和就业条件，通过是否满足人口对生活消费和劳动就业的两大基本需求来影响人口数量、质量、结构、分布等多方面的状况和变动。
人口变动对经济增长的影响这一命题，自1798年马尔萨斯的《人口原理》问世以来，经济学界从未停止过研究，至今未有定论。但从目前已有的文献来看，学术界更多关注人口总量或人口增长对经济增长的影响，很少从人口结构的角度出发来研究这一问题。中国国内学者对人口问题研究成果很多，许雄奇等人对中国1978～2008年的财政赤字、国民储蓄、实际GDP、实际利率、CPI和人口结构实证检验得知，六变量存在长期均衡的协整关系，随着财政赤字增加、实际利率水平上升和CPI水平提高，国民储蓄减少；随着实际GDP增加、就业人员占总人口的比重提高，国民储蓄增加。蒋云赟利用安兰·阿沃班克（Alan J.Auerbach et al，1991）提出的代际核算体系来分析人口因素对中国国民储蓄率的有有效影响，证实国民储蓄率与总和生育率成反比，与少儿抚养比成反比，与老年抚养比成正比，与城镇化率成反比，但是总和生育率和城镇化率对国民储蓄率的影响并不大。汪伟以生命周期理论为出发点，运用中国1989～2006年的省级面板数据考察了中国经济增长、人口年龄结构变化以及它们的交互作用对中国储蓄率的影响，实证结果认为市场经济转型带来的经济高速增长与人口政策转变带来的抚养系数下降导致中国储蓄率不断上升，经济增长对储蓄率上升的贡献随着适龄劳动人口数量的增加而被强化，但会随着人口老龄化程度的加深而被弱化[3]。蔡昉从理论上尝试揭示人口转变与二元经济发展的一致关系，即两个过程具有共同的起点、相关和相似的阶段特征、甚至重合的变化过程，进而利用预测结果等经验材料，论证和检验人口红利之间消失和刘易斯转折点到来的判断，中国保持稳定的经济增长，尽早进入高收入国家的行列，是缩小“未富先老”缺口的关键和唯一途径[4]。
本文主要利用协整理论等动态经济计量方法来研究中国1978～2010年人口结构对经济增长的影响，为我们理解后危机时代中国的经济增长提供了一个新的视角，从而为今后制定经济政策提供参考。

二、人口结构影响经济增长的简要理论分析

人口结构的转变是一个长期过程，它一方面表现为个人的生命周期的变化，但另一个方面个人又从属于家庭组织，所以也反映了家庭中代际的更替关系。对中国经济过去高速增长的分析可以发现：支持世界上任何经济高速增长的一些基础性要素如高投资率、快速增长的劳动力资源、劳动力教育层次的迅速提高以及对这些快速增长的资本和劳动力利用效率的提高都是支持中国经济快速增长的重要因素。而从人口学家的角度考虑，人口结构对经济增长有着特殊的重要贡献。人不仅仅是消费者，也是生产者。当一个国家中劳动年龄人口比重高时，这种人口年龄结构最富生产性，同时人口的抚养负担轻，社会的储蓄率高，十分有利于经济增长。这一时期通常被称为人口红利期，人口年龄结构对经济增长的潜在贡献就被称为人口红利。
当社会处于人口红利期时，由于人口结构较好，劳动力供给十分充足，同时，从事经济活动的人口不断提高带来了高生产率与高储蓄率.并因此导致了较高的资本积累。三十年来，中国投资率一直居高不下，同样奇高的储蓄率也助推了这种高投资率。当然储蓄率高，部分的原因有养老保险与医疗制度不完善、中国文化对较高的储蓄水平的偏论文导读：
好等等，但最重要的原因还是因为中国目前的“抚养比率”较低。所谓“抚养比率”指不工作的孩子、老人数与工作人数之比，它与储蓄率之间关系的理论是建立在弗兰科·莫迪利安尼生命周期储蓄模型的基础上的。其主要观点为：当家庭中孩子年幼、无工作时，家庭的储蓄率较低；当孩子长大.且自身也处于最佳创造期时，家庭的储蓄率较高；退休后，储蓄率则开始下降。因此，不工作的人越多（因为太小或太老），储蓄率越低，反之亦然。
从宏观层面来讲，根据收支恒等式：Y=C+I+G+EX。第一，人口结构对消费（储蓄）的影响。依照生命周期假说，消费者是理性的，以其一生拥有的要素资源来总量安排消费与储蓄，实现一生的效用最大化。该模型吧一生分为工作期和退休期，在工作期间收入大于消费，产生储蓄；在退休期间，没有工作收入，提取储蓄。储蓄在一个人的一生中呈现倒“U”型趋势，处于劳动年龄阶段的人口储蓄能力最强。所以，人口抚养比高，则劳动年龄人口比重低，人口生产性不高，社会储蓄率低，不利于经济增辉；而在劳动年龄人口比重高的情况下，人口生产性强，社会储蓄率高，有利于经济增长。第二，人口结构对政府支出的影响。老年人的健康水平趋于下降，除了相应的医疗费用，部分高龄人口还需要长期提供护理服务，庞大的医疗费用和长期的护理费用共同对社会医疗保险基金和政府财政支出形成巨大的资金压力。第三，人口结构对进出口的影响。社会中青壮年劳动力相对数量减少，劳动力工资有上涨的压力，而老年人口的增加阻碍了技术进步，一定程度上减少了出口产品的科技含量和附加值。
三、人口结构对经济增长的影响实证 摘自：毕业论文答辩流程www.7ctime.com

(一)模型的建立与数据的选取

为了定量分析中国人口结构对经济增长的影响程度，本文采用扩展的C-D生产函数Y=αLβFφ建立经济计量模型：
lnY=αlnK+βlnL+φlF+ε
其中表示经济增长，用平减以后的实际GDP来表示（以1978年为基期，单位：亿元），K表示固定资本投资，用固定资本投资总额表示（用固定资本投资指数处理，单位：亿元），L表示劳动力投入，用年末职工人数表示（单位：万人）；F表示人口结构，用劳动力人口占总人口比例来表示；α、β、φ为参数。数据来源于中经网统计数据库。为了消失时间序列引起的异方差现象，分别对其取自然对数。表1的描述性统计给出了1978～2010各变量的均值、中值、最大值、最小值和标准差。
表1 样本数据的描述性统计结果

(二)实证结果分析

1.各变量的单位根检验。因为lnY，lnK，lnL，lnF是时间序列数据，所以首先要进行单位根检验（见表2），否则会出现Granger所提出的伪回归问题。由表2可知，这些变量在5%的显著性水平上都不平稳，但一阶差分后都是平稳的，因此各变量都是稳定的一阶单整I（1）序列，因而可以进一步判断各变量之间的协整关系。
表2 各变量ADF单位根检验结果
2.Johansen协整检验。在进行Johansen协整检验之前，还需确定VAR模型的最优源于：职称论文www.7ctime.com
滞后期。滞后期太少，误差项目的自相关会很严重，并导致参数出现非一致性估计，但滞后阶数过大又会导致自由度减小，直接影响模型参数估计量的有效性。因此，可以根据LR、AIC、SC和HQ等指标来确定最优滞后阶数，最终确定VAR模型的最优滞后阶数为2阶，得到的VAR模型为：
lnY=1.2041*lnY（-1）-0.1981*lnY（-2）-0.0095*lnK（-1）-0.0045*lnK（-2）-16.3205*lnL（-1）+15.4817*lnL（-2）+16.8980 *lnF（-1）-15.6428*lnF（-2）+10.3236
ln（K）=1.6632*lnY（-1）-0.0591*lnY（-2）+0.4698*ln论文导读：=-0.1706*lnY（-1）+0.1155*lnY（-2）-0.0798*lnK（-1）+0.1100*lnK（-2）-0.3977*lnL（-1）+0.6345*lnL（-2）+1.0878*lnF（-1）-0.5137*lnF（-2）-2.6825R2=0.9986F=1756.646AIC=-3.6735SC=-3.2453经过稳定性检验，VAR模型是显著的，且所有特征根的模的倒数都小于1，说明该VAR模型的结构是稳定的，见图

1、表3。图1VAR稳定性检

K（-1）-0.3371*lnK（-2）-14.1834*lnL（-1）+8.0100*lnL（-2）+1

5.4077 *lnF（-1）-7.4033*lnF（-2）+68.7974

ln（L）=-0.1649*lnY（-1）+0.1057*lnY（-2）-0.0817*lnK（-1） +0.1151*lnK（-2）+

1.2588*lnL（-1）-0.0412*lnL（-2）-

0.569973867481*LOG（F（-1））+0.166165652515*LOG（F（-2））-

2.4460154911

ln（F）=-0.1706*lnY（-1）+0.1155*lnY（-2）-0.0798*lnK（-1） +0.1100*lnK（-2）-0.3977*lnL（-1）+0.6345*lnL（-2）+

1.0878* lnF（-1）-0.5137*lnF（-2）-2.6825

R2=0.9986 F=1756.646 AIC=-

3.6735 SC=-2453

经过稳定性检验，VAR模型是显著的，且所有特征根的模的倒数都小于1，说明该VAR模型的结构是稳定的，见图1、表3。
图1 VAR稳定性检验
表3 VAR稳定性检验表
在VAR模型的基础上，可以得到协整检验的具体结果，如表4所示。
表4 Johansen协整检验结果
注：表示在5%的显著性水平下拒绝零假设
由表4的检验结果可以看出，在5%的显著性水平下至少存在两个协整向量，说明经济增长、固定资本投入、劳动力投入和人口结构之间存在长期协整关系。同时，可以得到一个标准化系数的协整方程：
lnY=0.6115*lnK+0.3071*lnL+0.0968*lnF
（0.02468） （0.01618） （0.12212））
协整方程表明，固定资本投入和劳动力投入对经济增长有明显的促进作用，其贡献系数分别为0.6115和0.3071，这与本文的预期相一致。在其他经济变量不变的情况下，人口结构每增加1个百分点，就会促进经济增长0.0968个百分点，说明人口结构对经济增长有显著的正向影响。
3.脉冲响应函数。为了进一步研究中国人口结构对经济增长的影响，需要在建立VAR模型的基础上，利用脉冲响应函数和方差分解来分析中国经济增长在人口结构冲击后的反应形态及其影响吹度。脉冲响应函数和方差分解的结果见图2和表5。
图2 脉冲响应函数
中国人口结构一单位正向标志差冲击对经济增长表现为显著的正向影响。从长期来看，经济增长受自身的变动冲击的绝对水平最高，第9期基本稳定在70%左右；固定资本投入的贡献基本稳定在9%左右，劳动力投入基本稳定在3.5%左右，而人口结构的贡献基本稳定在17%左右，这里的脉冲反应函数和方差分解的分析与前面的协整检验结果一致。
表5 lnY的20期方差分解
四、结论
本文利用了动态计量方法分析了中国1978～2010年期间的人口结构对经济增长的影响，主要结论如下：
第一，中国的人口结构对经济增长有显著的正向影响，并且这种影响有滞后效应。在脉冲效应函数中，经济增长对来自人口结构冲击的反应在第4期达到最大值，后逐步收敛，最终在零附近小幅波动，这说明人口结构对经济增长存在显著的正向影响。中国当前正处于人口红利期，人口结构对经济增长具有重要的贡献，但在5至10年后，中国的人口红利可能会耗尽，劳动力人口总量将可能显著下降，届时中国社会将面临老龄化不断加剧的重大挑战，现有的经济增长方式将面临考验。
第二，中国经济增长对固定资本投入和劳动力投入的反应从长期来看为正。根据脉冲反应函数，经济增长对来自固定资本投入的前期反应为负，说明中国经济对固定资产投资短期内整合和利用的效率不高，对经济增长没有产生正向作用。经济增长对劳动力投入的反应为显著的正效应，说明中国劳动力密集型产业对经济的带动效应很大。后危机时代，急需调整中国的投资拉动型经济增长模式。
第三，中国经济增长具有自促进能力。以及脉冲反应函数，经济增长对来自自身的冲击有显著的累积效应，经济增长提高一个标准差，则三期内可使自身累积增加近5个百分点。从长期来看，尽管这种冲击的总效应有所波动，但始终保持在5%的较高水平上。依据方差分解的结果来看，经济增长的波动在第1期只受自身波动的影响，从第2期自身的扰动开始逐渐论文导读：
下降，第9期后基本稳定在70%左右，仍然起到主要作用。这说明改革开放以后，中国经济抵御风险波动的能力显著增强，经济增长具有自促进的能力。
参考文献
许雄奇，陶磊，章晓英.财政赤字、人口结构与国民储蓄：来自中国经济的经验证据（1978-2008）[J].重庆理工大学学报（社会科学），2010年第1期.
蒋云赟.我国人口结构变动对国民储蓄影响的代际分析[J].经济科学，2009年第1期.
[3]汪伟.经济增长、人口结构变化与中国高储蓄[J].经济学（季刊），2009年第1期.
[4]蔡昉.人口转变、人口红利与刘易斯转折点[J].经济研究，2010年第4期.