馮宜強，陳曉玲

(安徽財經(jīng)大學(xué))

0 引言

20世紀(jì)70年代，我國實行計劃生育的基本國策.在此政策影響下，中國的人口自然增長率從1970年的25.83%迅速下降到2016年的5.86%.隨著人口自然增長率的不斷下降，我國人口年齡結(jié)構(gòu)趨于老齡化，這對我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展產(chǎn)生了不良的影響.2013年十八屆三中全會決定將我國人口政策調(diào)整為“單獨二孩”政策之后，在2016年1月1日全面二孩政策正式實施.經(jīng)濟學(xué)界一致認為“全面二孩”政策有利于緩解我國人口結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟増長的壓力，被認為是推動我國經(jīng)濟長期健康發(fā)展的重要措施.因此，運用1996～2015年我國人口結(jié)構(gòu)相關(guān)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來研究中國人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟發(fā)展的影響，并根據(jù)實證分析結(jié)果進一步提出優(yōu)化人口結(jié)構(gòu)的措施，對我國經(jīng)濟進一步發(fā)展具有很強的現(xiàn)實意義.

1 相關(guān)文獻綜述

關(guān)于人口紅利對經(jīng)濟發(fā)展的作用，最早可追溯到Thomas Malthus(1798)關(guān)于人口原理的論文，而隨著我國老齡化問題的加劇，近些年有關(guān)學(xué)者主要研究人口年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響：馬敬彪(2010)參考李嘉圖人口與經(jīng)濟增長模型，并在此基礎(chǔ)上加以修改，從理論的角度說明人口年齡結(jié)構(gòu)的老化對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的負面影響，并建議政府實行全面“二孩”，限制“三孩”[1]；陸旸、蔡昉(2013)在對中國經(jīng)濟潛在增長率估計時發(fā)現(xiàn)，如果放開人口生育政策雖然看似在短期內(nèi)對中國的潛在增長率沒有任何影響，但是卻能夠提高中國的長期潛在增長率，并防止到 2050年時中國的潛在增長率降低到4%以下[2]；芮志平(2016)以1990～2010年離散的中國省級面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，檢驗中國勞動力年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，并發(fā)現(xiàn)總勞動人口比例和勞動人口的年齡結(jié)構(gòu)變化均會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著影響[3]；伊有(2016)在統(tǒng)計分析我國人口年齡結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長現(xiàn)狀及其變動趨勢的基礎(chǔ)上，引入人口年齡結(jié)構(gòu)——撫養(yǎng)比這一變量測度了人口年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響[4]；劉方(2016)指出勞動人口占比分別從影響勞動供給、社會儲蓄和人力資本存量方面來影響經(jīng)濟增長[5],夯實了人口年齡結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的理論依據(jù).

該文在已有研究的基礎(chǔ)上，從多維度衡量人口結(jié)構(gòu)，試圖探究人口結(jié)構(gòu)中哪一因素對經(jīng)濟發(fā)展的影響最為突出，以此闡述實施全面二孩政策的必要性.

2 評價指標(biāo)的確立

人口結(jié)構(gòu)包括的因素很多，如人口年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、受教育水平及城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)等.在查閱相關(guān)資料并考慮指標(biāo)選取應(yīng)遵守系統(tǒng)性、科學(xué)性、可比性和可測性的原則基礎(chǔ)上，為了能夠準(zhǔn)確地評價人口結(jié)構(gòu)的狀況與經(jīng)濟發(fā)展水平之間的關(guān)系，設(shè)置了由年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、受教育水平結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)等五方面的8個指標(biāo)構(gòu)成的人口結(jié)構(gòu)指標(biāo)體系，分別為男女比例、非農(nóng)業(yè)人口數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)、15～64歲人口數(shù)、65歲以上的人口數(shù)、普通本科、科生招生數(shù)(見表1).此外，經(jīng)濟發(fā)展水平用經(jīng)過平減后的實際GDP來表示，該文所有數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局.

表1人口結(jié)構(gòu)體系

3 實證分析

3.1 模型的建立

建立多元線性回歸模型[6]：

對解釋變量和被解釋變量分別取對數(shù)，回歸結(jié)果如下：

lnGDP=51.6353-5.15941lnx1+4.4356lnx2-1.6981lnx3+0.4303lnx4-

0.9013lnx5-0.0860lnx6-1.3145lnx7+0.0351lnx8

(1)

t=(1.3861)(-3.7725)(2.7786)

(-1.7521)(0.7685)(-1.0756)(-0.0935)

(-1.0805)(0.3453)

模型(1)的擬合優(yōu)度和整體的顯著性水平較好，但在α=0.05 的顯著性水平下，只有l(wèi)nx1、lnx2的系數(shù)通過t檢驗，單個變量的解釋能力不強，因此需要對模型進行修正.

3.2 模型的檢驗與修正

3.2.1 多重共線性

解釋變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣見表2.

表2相關(guān)系數(shù)矩陣

由表2分析可知，解釋變量的相關(guān)系數(shù)最高為0.990，x3與其他幾個變量之間呈現(xiàn)高度負相關(guān)，x2與x4、x5、x6、x7、x8之間存在高度正相關(guān)，x1男女性別比與其他幾個變量之間的相關(guān)性并不明顯，總體來說，多數(shù)變量之間的相關(guān)系數(shù)都大于0.9，解釋變量間存在嚴(yán)重的多重共線性.

對各解釋變量與被解釋變量進行逐步回歸，修正模型，根據(jù)表2數(shù)據(jù)，相比于其他解釋變量，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口數(shù)x5與被解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值最大，為0.985，相關(guān)性最強，所以首先建立一元回歸模型：

lnGDP=57.1114-4.3370lnx3

t=(14.7037)(-11.5437)

將其余解釋變量依次引入模型，逐步進行回歸分析，觀察得到的結(jié)果是否通過各項檢驗以及擬合優(yōu)度是否提高，得到最優(yōu)的回歸結(jié)果為

lnGDP=-11.1495-1.1806lnx3+

2.7325lnx6+0.9380lnx4+0.2680lnx8

t=(-0.7454)(-9.4658)(1.9075)(3.2043)(2.6194)

(2)

3.2.2 異方差

3.2.3 自相關(guān)

在模型(2)中，DW=1.2928,樣本容量為20個，解釋變量為4個，在5%的顯著性水平下，dl=0.894，du=1.828，模型中dl< DW=1.2928<1.2928

進一步根據(jù)Breusch-Godfrey檢驗，B-G檢驗用殘差e1代替隨機誤差項對解釋變量x及滯后殘差et-i做輔助回歸，根據(jù)偏相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果，將滯后期定為2期，檢驗結(jié)果見表3，p=0.0012<0.05，拒絕原假設(shè)，說明在0.05的顯著性水平下模型存在二階自相關(guān).

表3 BG檢驗結(jié)果

采用廣義差分法對模型進行修正，首先需要確定自相關(guān)系數(shù)ρ，用et進行滯后一期的自相關(guān)回歸，可得到回歸方程

GDPt-0.275GDPt-1=β1(1-0.2757)+

β2(xt-0.2757xt-1)+vt

最終確定的人口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟發(fā)展影響的回歸模型為：

lnGDP=-8.5219-1.8979lnx3+

2.6466lnx6+0.8629lnx4+0.2768lnx8

t=(-0.7454)(-9.4658)(1.9075)

(3.2043)(2.6194)

DW=1.9200

(3)

模型的可決系數(shù)R2、t、F統(tǒng)計量均達到理想水平，du

3.2.4 Granger因果檢驗

模型(3)說明我國第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)x3、15～64歲人口數(shù)x6、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)x4、普通本科、專科招生數(shù)x8與我國經(jīng)濟發(fā)展水平具有線性關(guān)系,但是四個自變量對經(jīng)濟發(fā)展是否有因果關(guān)系還有待進一步論述.對模型(3)的解釋變量和被解釋變量之間進行Granger因果檢驗，以驗證模型因果關(guān)系的合理性，檢驗結(jié)果見表4.

在10%的顯著性水平下，滯后期為2時, 第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、15～64歲人口數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)、普通本科、?？普猩鷶?shù)是經(jīng)濟發(fā)展水平的Granger原因，同時經(jīng)濟發(fā)展水平也是第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)的Granger原因，第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)與經(jīng)濟發(fā)展水平互成因果關(guān)系；此外，經(jīng)濟發(fā)展水平不是15～64歲人口數(shù)、普通本科、?？普猩鷶?shù)的Granger原因，通過實證分析得到模型的因果關(guān)系也是符合實際理論的.

表4 Granger因果檢驗結(jié)果表

4 結(jié)論與對策建議

通過上述實證分析結(jié)果，可以得出人口結(jié)構(gòu)對我國經(jīng)濟發(fā)展水平的影響.影響經(jīng)濟發(fā)展的人口結(jié)構(gòu)主要因素是第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)、15～64歲人口數(shù)、第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)、普通本專科招生人數(shù).其中第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口數(shù)每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將減少1.8979%，可見第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的是負效應(yīng)；第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.8629%，我國應(yīng)繼續(xù)發(fā)展工業(yè)，促進傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)升級；15～64歲人口數(shù)每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加2.6466%，這一人口年齡結(jié)構(gòu)指標(biāo)對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響最大，而我國目前社會的主要勞動力也是分布在這一年齡段，從而驗證了實施全面二孩政策的必要性[7]，過去幾十年中國依靠人口福利高速發(fā)展經(jīng)濟，一旦人口福利消失，我國經(jīng)濟發(fā)展將出現(xiàn)停滯甚至下滑；此外，普通本科、專科生招生數(shù)每增加1%，國內(nèi)生產(chǎn)總值將增加0.28768%，可見高等教育的普及對我國經(jīng)濟發(fā)展的重要性.

總之，我國應(yīng)努力調(diào)整人口年齡結(jié)構(gòu)，認真貫徹和落實“全面二孩政策”，適當(dāng)為生育二孩的家庭提供補貼，減輕家庭撫養(yǎng)孩子的負擔(dān)；繼續(xù)深化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，促進人口產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；加大教育投資力度,提高人口文化素質(zhì)，保障經(jīng)濟長期穩(wěn)定健康發(fā)展.

參 考 文 獻

[1] 馬敬彪. 經(jīng)濟視角下分析中國的計劃生育政策走向[J]. 經(jīng)營管理者,2010(04):223-226.

[2] 陸旸,蔡昉. 調(diào)整人口政策對中國長期潛在增長率的影響[J]. 勞動經(jīng)濟研究,2013,1(1):35-50.

[3] 芮志平. 勞動力年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變對經(jīng)濟增長的影響及老齡勞動人口勞動參與因素分析[D].湖南大學(xué),2016.

[4] 尹有. 中國人口年齡結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的影響研究[D].湖南師范大學(xué),2016.

[5] 劉方. 中國人口年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響研究[D].遼寧大學(xué),2016.

[6] 林杰. 城市環(huán)境空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)的真實性判別及分析[J]. 哈爾濱師范大學(xué)自然科學(xué)學(xué)報,2017,33(3):13-16.

[7] 遲明. 中國人口生育政策調(diào)整的經(jīng)濟學(xué)研究[D].吉林大學(xué),2015.