新時期人口轉變、人口紅利與經濟增長的實證研究

魏淑清

（北方民族大學 數學與信息科學學院，銀川 750021）

0 引言

人口轉變所形成的“人口紅利”對一個國家或地區的經濟增長具有重要影響[1-2]?，F階段寧夏正處于人口轉變所形成“人口紅利”的黃金時期。如何有效兌現“人口紅利”，使其發揮好對寧夏經濟增長的促進作用，就成為一個值得關注和研究的重大課題?；诖耍疚尼槍@一特殊時期，選擇寧夏為研究對象，利用寧夏各年統計年鑒以及走訪相關部門所收集到的相關資料和數據。運用區域經濟學、人口經濟學原理及人口紅利理論，采取定性與實證相結合的研究方法，對寧夏人口轉變、人口紅利狀況及發展趨勢進行客觀全面的描述性分析和梳理總結。在此基礎上，通過引入相關計量模型，重點就寧夏人口轉變對儲蓄的影響以及人口紅利對經濟增長的影響作用進行時間序列數據的實證。

1 寧夏人口轉變狀況分析

通過對寧夏各年統計年鑒及收集到的相關資料和數據進行整理、匯總和深入分析后，我們發現，自1949年建國以來，寧夏總體人口增長過快，經歷了從高速增長逐步轉為穩定增長的時期。人口發展類型呈現出從“高、低、高”向“低、低、低”的轉變特征，轉變過程大致經歷五個階段[3-4]：

第一階段，（1950～1959年）高速增長時期。這一時期是建國以來寧夏歷史上人口增加最多的時期，總人口由1949年的119.75萬人，增加到208.86萬人，也是建國以來寧夏人口增長的第一個高峰期。人口迅速增長的原因，一是遷入人口較多，10年凈遷入人口52.35萬人；二是人口出生率較高，期間人口出生率一直保持在30‰以上，平均高達38.72‰，期中有5年人口出生率均在40‰以上，但死亡率下降速度較快，迅速從20.58‰下降到10.24‰，平均死亡率也降為15.35‰，只有平均自然增長率居高不下、處于高位23.38‰。這期間人口發展類型表現出由解放前的“高、高、低”迅速向“高、低、高”的轉變階段。

第二階段，（1960～1962年）停滯增長時期。這一時期，由于遭遇3年的自然災害，加上國家在經濟發展方針上所出現的失誤，使國家經濟處于最困難的時期，人口出生率銳減，人口大量遷出。3年的平均出生率迅速降為24.47‰，平均死亡率降為11.08‰，平均自然增長率也降為13.39‰，使人口總量降到了198.81萬人。這期間的人口發展類型也呈現出“低、低、低”的特殊狀態。

第三階段，（1963～1982年）較快增長時期。由于遭逢“文化大革命”，人口發展失控，在這19年間，是人口增加較多，持續時間最長的時期。同時，也是寧夏人口增長的第二個高峰期。人口劇增的主要原因，一是人口出生率較高，基本處在28‰以上，個別年份近逼50‰；二是人口死亡率連續下降，最低降至4.72‰；三是人口自然增長率年年又保持在高位20‰以上。期間年遞增率達到3.47%，使人口總量增長近一倍，高達393.04萬人。這期間人口發展呈現出典型的“高、低、高”類型。

第四階段，（1983～1999年）穩定增長時期。進入上世紀80年代，由于寧夏積極響應黨和國家號召，全面開展并實施計劃生育政策，使人口過快增速的趨勢得到有效控制，人口進入了有計劃穩定的發展時期。人口發展經過16年的增速控制，平均出生率由35.78‰降至20.61‰、平均自然增長率也由28.81‰降至15.55‰，平均死亡率也由低點6.97‰繼續降至5.06‰。人口發展類型明顯向“低、低、低”類型轉變。

第五階段（2000～2012年）穩定轉型時期。當寧夏人口發展經歷了50多年較快增長之后，出生率首次在2000年降至16.49‰，之后的年份一直逐漸下降，到2012年已下降至13.26‰；且死亡率在12年中有10年始終保持在5.0‰以下，只有2007年、2010年略高一些，分別為5.04‰和5.10‰。自然增長率在此期間也從2000年的11.92‰穩步降至2012年的8.93‰。這一現象的出現，標志著寧夏人口發展類型已完全實現從“高、低、高”向“低、低、低”的歷史性轉變，進入低增長行列，同時也說明寧夏人口紅利期已形成。

2 寧夏人口年齡結構變動狀況及趨勢分析

通常衡量人口年齡結構的標準有兩種，一種是靜態衡量標準，另一種是動態衡量標準，所謂靜態衡量標準是將人口發展類型分為年輕型、成年型和老年型三種。而動態衡量標準是將人口發展類型分為增加型、穩定型和減少型三種。本文將采用靜態衡量標準，具體衡量標準見表1所示。

人口年齡結構變動往往是伴隨著人口的自然變動而發生變化的。我國自20世紀70年代初開始全面實施計劃生育政策以來，人口的自然增長率出現了大幅度下降。寧夏作為少數民族省份，是在80年代初開始全面實施此政策的，同樣，自實施之后，寧夏人口不但發生著巨大轉變，同時人口年齡結構中，少兒人口比重明顯下降，老年人口比重則呈明顯上升趨勢，尤其是近幾年人口年齡結構已呈現出“中間大、兩頭小”的橄欖型發展態勢[5-7]。

表1 人口年齡結構類型靜態衡量標準

若按表1靜態標準衡量，寧夏在1990年，即第四次人口普查時，其人口年齡結構類型也僅屬于年輕型，只有少年兒童比重和年齡中位數兩項指標表現出向成年型標準值過渡的特點（見表2）。經過10年到2000年第五次人口普查時寧夏老年人口比重、老少比、年齡中位數三項指標均已進入成年型標準值范圍之內，少年兒童人口比重則已進入老年型標準值的范圍。這些現象表明，寧夏在2000年時人口年齡結構類型不僅屬于成年型社會，同時表現出向老年型發展的明顯跡象。10年后，六普統計數據已證實，2010年寧夏65歲及以上人口比重已為6.41%（即將達到老年型7%的標準值），兩年后2012年則已上升為6.6%，并預測在2015年將超過7%（達到7.05%），顯示出人口年齡結構類型已進入成年型后期階段。據此推算寧夏社會人口結構類型將在2013～2015年期間步入老齡化門檻，人口結構性矛盾將會進一步凸顯。反映出，寧夏人口年齡結構正伴隨著人口的自然變動而發生著根本性轉變。

表2 寧夏1990～2010年人口年齡結構情況

3 寧夏人口紅利狀況及發展趨勢分析

本文將選擇學者普遍采用的人口紅利類型的衡量標準，即總撫養比低于53%均有人口紅利（以65歲作為老年起始年齡），低于44%存在人口暴利，44～47%之間存在人口高利，47～50%間存在人口紅利，50～53%之間只有人口微利。用此標準來界定寧夏人口紅利的起始時間以及人口紅利狀況。

表3數據顯示出，寧夏少兒撫養比（0～14歲人口與15～64歲勞動年齡人口之比）從1964年的79.77%持續下降到2012年的27.94%，下降高達51.83個百分點；相應老年撫養比（65歲及以上老年人口與15～64歲勞動年齡人口之比）是從1964年的4.19%連續上升到2012年的8.89%，上升了6.03個百分點。與此同時，總撫養比（指人口總體中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比）也在1964～2012年期間從83.96%下降到38.16%，下降了45.8個百分點。按靜態標準衡量，寧夏是在1995年以后進入“人口紅利”期的，預計持續30年左右，在2025年前后結束。整個“紅利期”將經歷三個階段：1995～2000年少兒撫養比較高時期，總體在43%以上，老年撫養比較低，總體在7%以下，總撫養比約在50～53%之間處在人口微利期；從2001～2005年，少兒撫養比和老年撫養比相對都較低，且總撫養比也較低，均低于50%，平均在42.36%左右，表明這一時期約有2個勞動年齡人口就能供養1個非勞動年齡人口，處在負擔程度相對較輕的人口紅利期階段；從2006～2015年，少兒撫養比和老年撫養比不但均處在較低的狀態，同時總撫養比也基本保持在44以下，這一時期應該是寧夏人口負擔程度最輕的時段，進入了人口暴利期。預計2015年以后，少兒撫養比仍然會保持較低且穩定的狀態，大約在20～30%上下，但老年撫養比則會不斷攀升，由12.64%提高到30%以上。因此，寧夏應緊緊抓住人口轉變帶來的歷史機遇，充分利用好這20年左右的“人口紅利期”，特別是要利用好近幾年的“人口暴利期”，想盡一切辦法、千方百計加快實現寧夏經濟的快速增長。

表3 1953～2015年寧夏撫養比變化及其預測情況（%）

4 寧夏人口紅利與經濟增長的實證分析

4.1 人口年齡結構變動與城鄉居民儲蓄之間的實證分析

本部分主要通過五個變量：城鄉居民儲蓄余額S、人均GDP水平y、總撫養比f0、少兒撫養比f1和老年撫養比f2，并利用1995～2012年時間序列的相關數據，采用1969年Nathaniel H Leff模型，求證寧夏人口年齡結構變動與城鄉居民儲蓄水平之間存在怎樣的影響關系？假設多元回歸模型如下：

其中：xi，i=0，1，2，3為待估系數，ui，i=1，2為兩個多元回歸模型的隨機誤差項，多元回歸分析所用數據均取自各年寧夏統計年鑒和歷次人口普查資料（見表4）。

表4 寧夏1995～2012年城鄉居民儲蓄余額、GDP、人均GDP數額和負擔系數

將表4的相關數據，輸入統計分析軟件SPSS（17.0），可得如下回歸方程：

兩回歸模型的相關系數分別為0.991和0.998，表明兩回歸模型中的解釋變量與被解釋變量間存在顯著的相關性；判定系數分別為0.982和0.995，表明兩模型回歸結果擬合較好；標準差分別為0.10014和0.05423，說明兩回歸模型誤差也較小。因此，整體來看兩模型回歸結果均是顯著的。將（3）、（4）轉化為一般方程為：

通過上述回歸論證及相關性檢驗，可得以下基本結論：

（1）寧夏人均GDP水平與城鄉居民儲蓄水平之間存在顯著的影響關系，人均GDP水平表現出對儲蓄水平起正相關的影響作用。說明寧夏在生產力水平不斷提高的同時，人均收入水平也在不斷提高，致使居民儲蓄水平也在不斷提高；

（2）寧夏人口年齡結構變動與儲蓄水平之間也存在顯著的影響關系，其影響從總撫養比來看，對城鄉居民儲蓄水平起的是負相關影響作用，從少兒撫養比來看，對居民儲蓄水平起的是負相關影響作用，表明寧夏在人口轉變過程中所出現的少年兒童越多，則使人們花在負擔兒童身上的費用也就越多，給政府帶來的財政總支出也就越大，顯然是不利于居民儲蓄水平提高的；但從老年撫養比來看，對居民儲蓄則起的是正相關影響作用，是因為寧夏在人口轉變過程中所出現的老年人口越多，則在寧夏養老保障體系尚不健全的情況下，人們增加儲蓄安度晚年不妨是一種必然選擇，對居民儲蓄水平的提高是有利的?？傮w，可得出隨著寧夏人口年齡結構的繼續變動，總撫養比越低，城鄉居民儲蓄水平也就越高。

因此，寧夏應充分利用現階段總撫養比相對較低的特殊階段，增加城鄉居民儲蓄水平的進一步提高，從而加快資本積累的速度，發揮好“人口紅利”對寧夏經濟增長的貢獻作用。

4.2 城鄉居民儲蓄因素對經濟增長作用的實證分析

上述回歸結論表明：人口年齡結構變動對儲蓄水平將產生顯著影響。本部分試圖進一步求證寧夏城鄉居民儲蓄因素對GDP增長又將產生怎樣的影響作用。

為更加準確反映影響作用，首先通過折線圖直觀了解寧夏1995～2012年城鄉居民儲蓄余額和GDP變化的基本狀況。

上圖的折線圖反映出，寧夏GDP逐年保持增長趨勢，特別是近幾年增長幅度較大。增長過程大體經歷四個階段：1995～2000年，增長比較緩慢；2001～2003年，增幅略有提高；2004～2006年，增速明顯提高，2008～2012年進入快速增長階段，只有2007年比較特殊，由于受全球金融危機的影響，城鄉居民儲蓄余額出現回落且幅度較大。因此，通過圖形可得出基本結論：儲蓄水平的不斷提高對經濟增長起著積極的作用，圖形直觀的反映出寧夏城鄉居民儲蓄余額與GDP走勢的趨同性，說明二者之間具有一定的線性相關性。

其次，通過選取兩個變量：城鄉居民儲蓄余額X、GDP水平Y，采用線性回歸模型，對寧夏1995～2012年城鄉居民儲蓄水平和GDP水平的時間序列數據進行線性回歸，進一步定量求證寧夏城鄉居民儲蓄因素對GDP增長所產生的影響程度。假設回歸模型如下：

其中：s0為待定常數，s1為待估系數，u為回歸模型的隨機誤差項，線性回歸所用相關數據見表4，回歸方程如下：

因本次回歸結果顯示的相關系數為0.994，擬合度為0.988，表明二者之間不僅存在高度的影響關系，且擬合情況較理想。又因t=34.192>t(15)=2.1315，表明t檢驗通過；且F=1169.097>F（1，15）=4.54，進一步表明F檢驗也通過，即二者之間存在的影響關系顯著。

所以本次回歸得到的基本結論是：寧夏城鄉居民儲蓄因素對GDP增長的確存在顯著影響，其影響程度所反映出的經濟意義為：當城鄉居民儲蓄余額每增加1個單位，GDP就相應增加0.994個單位。定量求證了寧夏城鄉居民儲蓄水平的提高必然會對經濟增長起到積極的影響作用。

因此，寧夏更應充分利用現階段人口轉變帶來的低撫養比，通過提高儲蓄水平，達到促進經濟增長的目的。

4.3 基于勞動力因素的人口紅利對經濟增長作用的實證分析

通常在影響經濟增長的因素中，勞動力因素則是主要影響因素，特別是勞動年齡人口越豐富時，對經濟增長所起的積極影響作用就更大【8-9】?；诖耍静糠衷噲D采用Cobb—Douglas模型【10】，并在此模型中增加撫養比因素，通過選取生產總值Y、從業人員L、社會固定資產投資總額K、總撫養比f0四個變量，從勞動力因素角度，構建回歸模型，利用1995～2012年時間序列的相關數據，再進一步求證寧夏基于勞動力因素的人口紅利對經濟增長則將產生怎樣的影響作用。假設多元回歸模型如下：

其中，A、λ為待定參數，a、β為待定系數，u為回歸模型的隨機誤差項，回歸所用數據均取自表5。

表5 寧夏1995～2012年GDP、從業人員、固定資產投資總額和總撫養比

由表5的相關數據，運用統計分析軟件SPSS（17.0），可得如下回歸方程：

由于本次回歸結果所得相關系數為0.994，判斷系數為0.988，標準差為0.5954，表明影響變量與被影響變量間存在密切的相關性，且誤差小，擬合度好。即產生的影響作用顯著。

對上述回歸方程進行整理，可將（10）變為如下形式：

從回歸方程（11）可得進一步結論如下：

（1）從1995～2012年間，勞動力投入的產出彈性系數為-0.329，反映出，勞動力投入對經濟增長所產生的影響呈現負向作用。表明寧夏自1995年進入人口紅利期以來，較為豐富的勞動力資源，對寧夏經濟增長不但沒有起到積極的促進作用，反而趨向削弱。也就是說人口年齡結構轉變所帶來較為豐富的勞動力資源在特定時期內并沒有發揮好應有的貢獻作用。主要與寧夏勞動力供大于求所導致的勞動參與率較低等因素有很大的關系[11]。同時，也充分說明要想很好的收獲人口紅利，需要有完善的勞動力市場和良好的外部環境配合，才能使豐富的勞動力資源得到最充分的利用和發揮，實現人口紅利的順利收割；

（2）勞動撫養比因素對經濟增長所產生的影響呈現顯著反向作用。其反向作用所表現出的經濟意義為，當勞動撫養比下降1%時，寧夏經濟則相應增長0.33%?？梢?，勞動撫養比的高低，直接影響著經濟增長的程度。表明寧夏經濟增長中有一部分是由勞動撫養比降低出現人口紅利所創造的。因此，人口紅利在推動寧夏經濟的快速增長上起著舉足輕重的貢獻作用。

5 結語

上述研究表明，寧夏在人口轉變中出現的人口紅利是上世紀90年代中期開始的，2015年前后人口紅利最為豐厚，2025年左右人口紅利即將結束。改革開放后，人口紅利為寧夏經濟的快速增長提供了一定有利條件，推動了寧夏迎來經濟發展的機遇期。面對即將到來的人口暴利期以及后面近10年的人口紅利期，我們除了應當積極考慮采取何種措施及時有效兌現人口紅利，加速推動寧夏經濟的跨越式發展；我們還應深刻認識到人口轉變過程中出現的人口紅利不會自動推動經濟的快速增長，它的存在僅是經濟增長的一個有利條件，既不會永久存在，也不會免費提供，而且，在缺乏適宜政策和良好體制環境的前提下，人口紅利不但不能發揮促進經濟增長的作用，反而會導致大量失業人口和老齡人口的產生，進而影響區域經濟發展與社會穩定。

實踐證明，適宜的政策和良好的體制環境關系到人口紅利能否兌現以及兌現的程度。人口紅利的所有益處，都必須要緊緊依賴于政策環境。

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