河南省人口紅利與經濟增長關系研究

宋奇成，張亞飛

(重慶理工大學 經濟與貿易學院，重慶　400054)

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河南省人口紅利與經濟增長關系研究

宋奇成，張亞飛

(重慶理工大學 經濟與貿易學院，重慶400054)

摘要：基于柯布-道格拉斯生產函數的理論推導，建立人均收入、人均物質資本和總撫養比三者的計量模型，利用1987—2013年的時間序列數據，通過協整理論對計量模型進行檢驗，研究河南省人口紅利與經濟增長的關系。結果顯示：三者之間存在長期穩定關系，在長期，總撫養比對人均收入具有負向影響，人均物質資本對經濟增長具有正向影響，并且總撫養比變化對人均收入的影響比物質資本投入大；在短期，撫養比變化并未直接作用于經濟增長，物質資本的投入對經濟增長的影響具有滯后性。

關鍵詞：人口紅利；經濟增長；總撫養比;協整理論

河南省作為人口大省，年齡結構的轉變為其提供了人口紅利機遇期，2013年勞動年齡人口占總人口的比重為63.9%，總撫養系數為43.2%，老年撫養系數為9.1%，按照國際統計標準，目前河南省仍處于人口紅利期。由于河南省勞動力供給充足并且成本較低，勞動力主要以輸出為主，年齡結構轉變下產生的人口紅利主要被東部地區吸收，將少兒撫養負擔和老年贍養負擔留在本地。但是近幾年隨著我國人口紅利逐漸消失，東部沿海地區出現勞動力短缺和工資水平上漲，勞動密集型制造業的比較優勢正在喪失，產業也逐漸由東部沿海地區向中西部轉移[1]。蔡昉在出席第九屆大河財富(中國)論壇時指出，與全國相比，河南省的人口紅利延長的時間可以更長一些，河南省應該抓住潛在人口紅利這一特殊機會，通過改革將人口紅利轉變為制度紅利[2]。此外，2012年中原經濟區建設也為河南省的優勢發揮提供了很大的戰略機遇。因此，研究河南省人口紅利與經濟增長的關系，對政府制定適宜的政策以充分挖掘潛在的人口紅利具有重要意義。

一、文獻綜述

20世紀60年代“東亞經濟增長奇跡”的出現使人口年齡結構變動對經濟增長的影響成為研究熱點，不同的學者采用不同的方法研究人口紅利與經濟增長的關系。布魯姆(Bloom)、威廉姆森(Williamson)將勞動年齡人口的增長率納入回歸模型，認為勞動年齡人口變動和人口撫養比下降可能為東亞經濟增長貢獻了1/3[3]。蔡昉指出在1982—2000年，總撫養比下降推動人均GDP增長速度上升2.3個百分點，大約對同期人均GDP的貢獻達到1/4[4]。坎寧(Canning)等對我國撫養負擔變化和儲蓄率之間的關系進行了實證研究，認為總撫養比對社會儲蓄影響比較顯著，撫養負擔變化能夠解釋中國的高儲蓄率[5]。蔡昉通過對中國1978—1998年年均9.5%的GDP增長率進行分析得出，物質資本增長的貢獻為28%，勞動力數量增長的貢獻為28%，勞動力轉移的貢獻率為21%，未解釋的部分占3%[6]。車士義等利用全要素生產函數分解了我國30年來人口紅利對經濟增長的貢獻率，指出勞動力數量貢獻占9%，勞動力質量貢獻占10.4%[7]。李魁從消費、儲蓄、進出口三個方面提出了年齡結構變動作用于經濟增長的“三條子傳導機制”，實證分析了年齡結構變動對消費、儲蓄、進出口的影響，得出，少兒撫養負擔對儲蓄率的影響在10%的水平上顯著為負,對消費率存在顯著影響；老年贍養負擔對儲蓄率的影響為正，老年贍養負擔對儲蓄率和消費率的影響均不顯著；年齡結構變動對凈出口貢獻率的影響主要表現為勞動力負擔的減輕將促使經常項目盈余[8]。何鶴雄實證分析了福建省年齡結構變動下的人口紅利通過勞動力供給、人力資本、儲蓄、消費對經濟增長的影響程度，得出結論認為撫養比的減輕對勞動力供給具有促進作用。相對于物質資本，人力資本的積累和撫養比的下降對經濟增長的促進作用更大，并且老年比重和少兒比重的上升會使總消費增加[9]。一些學者則認為人口紅利對經濟增長影響并不顯著，黃潤龍認為我國消費、儲蓄、進出口“三駕馬車”與人口紅利的關系并不顯著，因此人口紅利并不是經濟增長的主要因素[10]。侯東民認為我國現在面臨的是人口壓力而不是人口紅利，并指出人口紅利并不能用來解釋“東亞奇跡”時期的就業增長和經濟增長[11]。

綜上所述，目前關于人口紅利理論的研究主要集中于人口紅利對我國整體經濟的影響，關于地區性的人口紅利與經濟增長關系的研究較少，由于采取的方法不同，不同學者對人口紅利的經濟效應持有不同的觀點，但大部分學者還是持肯定觀點[12]。河南省作為人口大省和勞動力輸出大省，關于其人口紅利與經濟增長關系研究的文獻相對較少。郭國峰、田艷青和楊翔宇在研究河南省年齡結構變動下的人口紅利與經濟增長關系時，將人口年齡結構變量引入柯布-道格拉斯生產函數(Cobb-Douglas function)中，建立回歸方程分析少年人口比重、老年人口比重、勞動年齡人口占總人口的比重與經濟增長的關系[13-14]。本文在其研究基礎上利用柯布-道格拉斯生產函數，推導撫養比、人均物質資本與人均產出之間的關系，采用河南省的以上3個變量在1987—2013年的時間序列數據，利用協整理論和向量誤差修正模型研究撫養比、人均資本與人均產出之間具體的動態關系，為研究河南省人口紅利與經濟增長之間的關系提供理論支持。

二、理論推導和變量選取

(一)理論推導和模型的建立

柯布-道格拉斯生產函數反映了勞動力和資本這兩種生產要素與經濟總量的關系。假設規模報酬不變，即α+β=1，其中0<α<1， 0<β<1，則該函數的具體形式如下：

Y=ALαK1-α

(1)

由式(1)進一步推導有：

(2)

(3)

lny=lnA+(1-α)lnk-αln(1+DR)

(4)

根據以上推導可以建立如下計量模型：

lnyt=α1lnkt+α2lnDRt+εt

(5)

其中，Y代表總產出，用歷年國內生產總值表示；N代表總人口數，用年末總人口數表示；y代表人均國內生產總值；A代表全要素生產率參數，一般代表技術進步；L代表勞動力的投入量，用勞動年齡人口(15～64歲人口數)表示；l1代表少兒人口(0～14歲人口數)；l2代表老年人口(65歲以上人口數)；K代表資本投入，用固定資產形成總額表示；k代表人均資本；DR代表總撫養比;α為勞動力投入的產出彈性；εt代表誤差項。

(二)變量選取和數據說明

本模型采取的數據跨度為1987—2013年。河南省經濟增長水平用人均國內生產總值y衡量，以1987年為基期按照歷年國內生產總值指數計算的實際國內生產總值除以年末總人口表示；人均物質資本用k衡量，以1987年為基期按照歷年固定資本形成總額指數計算的固定資本形成總額除以年末總人口表示；人口紅利用社會總撫養比DR衡量，用少兒人口數量和老年人口數量之和除以勞動年齡人口表示；為了避免產生異方差，可分別對3個變量取對數。

研究數據來源于《中國統計年鑒》《中國國內生產總值核算歷史資料1952—1995》《中國人口和就業統計年鑒》《河南省統計年鑒》。所有的檢驗均在Eviews6.0軟件下進行。具體數據如表1所示。

表1　1987—2013年人均GDP、人均物質資本及總撫養比

三、實證過程及結果

(一)單位根檢驗

時間序列計量分析需要樣本是平穩序列，否則會出現“偽回歸”問題，所以需要將非平穩序列轉化為平穩序列，而基于Johansen協整檢驗和誤差修正模型(VECM)估計都要求系統各變量服從同階單整，通常為I(1)，本文采取ADF單位根檢驗法對時間序列進行平穩性檢驗，單位根最佳滯后階數的選擇依據赤池信息準則(Akaike Information Criterion)。檢驗結果如下：

根據表2變量穩定性檢驗結果，lny、lnk、lnDR的水平序列的ADF值在1%的顯著性水平上大于臨界值，不能拒絕單位根假設。一階差分后的Δlny、Δlnk、ΔlnDRADF值在1%的顯著性水平上小于臨界值，拒絕單位根假設。因此lny、lnk、lnDR的水平序列是非平穩的，服從I(1)過程，一階差分后的Δlny、Δlnk、Δlnk是平穩的，服從I(0)過程。

(二)協整檢驗

單位根檢驗結果顯示，lny、lnk、lnDR序列滿足同階單整且服從I(1)過程，可以構造向量自回歸模型(VAR Model)，做協整檢驗探究各變量之間是否存在長期穩定關系。本文采用Johansen極大似然估計法來檢驗協整關系。

1.確定協整滯后階數

為保證協整關系統計上的可信度，在進行協整檢驗時首先需要確定合理的滯后階數，本文根據LR、FRE、AIC、SC、HQ等檢驗準則，通過測試不同的VAR(p)模型對應的值，來確定VAR模型的最佳滯后階數。結果見表3。從表3中可以看出，模型的最佳滯后階數為3，即建立VAR(3)模型。

2.Johansen檢驗

如果變量本身為非平穩序列，但它們的線性組合有可能構成平穩序列，將這種平穩的線性組合稱為協整方程。已知最佳滯后階數L=3，本文采用Johansen極大似然方法，用軟件Eviews6.0軟件進行檢驗，結果如表4所示。

表2　各變量的穩定性檢驗

注：(1)檢驗形式(C,T,L)中，C、T、L分別代表常數項、時間趨勢和滯后階數。(2)Δ表示一階差分。

表3　VAR模型不同檢驗準則的滯后階數

注：*表示在5%顯著水平上顯著。

表4　Johansen 非約束協整關系檢驗結果

注： **代表在1%顯著性水平上拒絕零假設；*代表在5%顯著性水平上拒絕零假設。

由表4可得，軌跡統計量檢驗和最大特征根檢驗的原假設條件為H0，其中r表示協整關系的個數。在5%的顯著水平下，軌跡統計量(59.495 6>29.797 0)拒絕(r=0)的原假設，對應接受至少存在一個協整關系；最大特征值統計量也是拒絕(r=0)的原假設,對應接受最多存在一個協整關系。由此可得：lnyt、lnkt、lnDRt之間存在一個協整關系，即三者之間存在長期穩定的關系，標準化后的協整方程形式如下(小括號內的數字表示標準誤差)：

lnyt=-1.541 2lnCDt+0.552 0lnkt+Ct

(6)

(0.191 8)(0.022 8)

3.協整關系解讀

從檢驗結果可知，3個變量模型在1987—2013年存在長期穩定的關系。lnCDt前面的符號為負，表明當社會總撫養比上升時，人均收入會降低。lnkt前面的符號為正，表明物質資本投入增加時，人均收入會相應增加。協整方程中兩者對應的參數分別為-1.541 2和0.552 0，表明當撫養比下降1個百分點時，人均收入會相應增加1.541 2個百分點，物質資本投入增加一個百分點，人均收入增加0.552 0個百分點，此外還表明，長期來看河南省社會總撫養比的變化對經濟增長的影響要比物質資本投入大。這與何鶴雄在研究福建省人口紅利對經濟發展影響時得出的結論一致[7]。

(三)誤差修正機制——VECM

恩格爾和格蘭杰(Engle-Granger)認為若非平穩變量之間存在長期穩定的關系，且這種長期穩定的過程是在短期過程中不斷調整的，可以將長期關系模型中的殘差項(滯后一期)作為變量引入模型中描述各變量一階差分的構成過程，反映短期調整行為，即建立誤差修正模型(VECM)[15]。

1.VECM估計

上面我們得到了一階差分后的Δlny、Δlnk、Δlnk這3個I(0)過程構成VAR(3)，同時將協整方程的殘差項引入模型，就得到在無約束差分情形下，各變量及其滯后項組成的誤差修正模型。在估計時采用Johansen極大似然估計法。可以得出人均收入的誤差修正模型具體形式如式(7)(式中只列出了在5%的顯著性水平下通過T檢驗的差分滯后項)：

Δlnyt=-0.162 2(lnyt-1+1.543 2lnCDt-1-

0.552 0lnkt-1-9.908 5)+

1.216 8Δlnyt-1-0.275 1Δlnk-3

(7)

R2=0.767 7，Adj. R2=0.574 1

S·E=0.01 6

2.VECM模型的診斷性檢驗

為了保證模型的穩定性，有必要對模型進行診斷性檢驗，表5列出的結果有兩個根落在單位圓上，其他均在單位圓內，因此VECM的穩定性得到滿足。同時進行自相關檢驗時，原假設為5%水平上不存在序列相關，LM自相關檢驗顯示，LM1=11.092 7，P值=0.269 4；LM2=15.207 8，P值=0.084 5；LM3=10.447 8，P值=0.316 0，故不存在自相關。 在進行異方差檢驗時，采用White異方差(無交叉項)檢驗，檢驗結果顯示，χ2值=116.564 1，P值=0.571 7，故不存在異方差。綜上，該模型效果良好。

表5　VECM穩定性檢驗結果

3.結果說明

由誤差修正的結果可知，誤差修正系數為-0.162 1，表明當上期的人均收入變化時，誤差修正機制會使本期的人均收入向相反的方向變動，最終使得人均收入向長期均衡點靠近。在短期過程中，固定資本形成額變動的滯后項對人均收入的波動為負，產生這一現象的原因可能為河南省的固定資產投資的經濟效應具有滯后性，在長期均衡時，固定資本形成額的系數為0.55(小于全國的系數0.8)，再一次說明河南省物質資本的投資效應并沒有那么高，投資計劃需要調整。而模型中的滯后項并沒有包括撫養比的滯后項，說明河南省撫養比的變化對經濟增長波動的直接影響不是特別顯著，需要通過勞動力供給和儲蓄增加等傳導機制作用于經濟增長。

四、基本結論

第一，1987—2013年河南省人均收入、人均物質資本和撫養比之間存在長期動態關系，并且撫養比對人均收入具有負向影響，人均物質資本對人均收入具有正向影響，與理論推導分析一致。且撫養比對人均收入的彈性系數大于人均物質資本對人均收入的彈性，說明撫養比變化對人均收入的影響大于物質資本投入。

第二，根據誤差修正模型結果可知，在短期，河南省撫養比的變化直接影響人均收入并不顯著，主要通過間接的傳導機制來影響人均收入，并且物質資本投入的變化對人均收入變化具有滯后性。

第三，由協整方程中的彈性系數和各個變量的增長率，可以計算出1987—2013年河南省人均收入的年均增長率為10.23%，其中人均物質資本投入的貢獻率為82.93%，社會總撫養比變化的貢獻率為14.5%。由此可見，河南省經濟增長主要靠物質資本投資拉動，相對于物質資本，社會撫養比變化對經濟增長的貢獻率較低。相對于蔡昉所指出的改革開放以來人口紅利可以解釋我國經濟增長的1/4[2]這一研究結論，河南省的人口紅利利用效率還有待提高，主要原因可能是河南省的就業崗位不足，導致外出打工的勞動力較多，人口紅利未被充分吸收。

五、建議

實證分析的結果顯示，河南省人口紅利的利用效率還有待提高，蔡昉在出席第九屆大河財富(中國)論壇時指出，全國的少年兒童撫養比是22.2%，河南省高于全國，人口紅利時間會更長一點[2]。政府應積極制定政策抓住這一特殊機會，充分挖掘人口紅利潛力，為此，本文立足河南省的具體情況提出以下幾點建議。

第一，發揮河南省產業集聚的吸納效應，實現勞動力的充分就業。如果不能實現勞動力充分就業，龐大的勞動年齡人口不僅不能促進經濟發展，反而會成為負擔或者出現人口紅利溢出現象[16]。河南省是人口大省，勞動力資源豐富，但由于就業崗位不足，導致河南省勞動力流動出現“孔雀東南飛”的局面。近幾年，隨著人口紅利逐漸消失，東部沿海地區出現勞動力短缺和工資上漲現象，制造業的比較優勢喪失，導致部分勞動密集型產業逐漸由東部地區向中西部地區轉移，河南省應把握這一有利時機，做好產業承接，采取優惠政策吸引企業投資，擴大產業集聚區的建設，尤其是城鄉產業園區的建設，促進第二、第三產業充分吸納勞動力就業，吸引外出務工人員回流，實現“家門口就業”。

第二，提高勞動力素質，將人口紅利轉變為人才紅利[17]。由于勞動力尤其是農村勞動力的受教育程度偏低，大多數勞動者主要從事建筑家裝業、機械加工和紡織等技能要求較低的工作，工資水平和工作條件較差，在勞動力資源利用和開發上，河南省還處于粗放型，所以提高勞動力素質和技能水平十分必要。政府應加大教育投入，對于城市勞動力普及大中專以上教育，對于農村勞動力普及高中以上教育。此外，還應加大勞動力的職業技能培訓，提高勞動力的生產率水平。按照企業需要培訓勞動力，使勞動力的供給和需求達到均衡，將人口數量紅利轉變為人口質量紅利。

第三，就地城鎮化和異地城鎮化兩步走，實現農村剩余勞動力的分流。河南省人口紅利的大頭在農村，收獲人口紅利的程度主要取決于農村剩余勞動力的轉移程度，筆者認為應施行就地城鎮化和異地城鎮化兩步走，實現農村剩余勞動力的分流。為實現異地城鎮化，在加快戶籍制度改革的同時，應建立公平健全的社會保障體系，保障農民工及其子女應享有的權益，使他們能夠真正融入城市當中。不過，在此過程中大批農村勞動力的轉移將加重城市的就業負擔和引發一系列社會問題，而就地城鎮化無疑是緩解這一現象的有效途徑。據2014年河南省農民工外出務工情況調查顯示，“離家近/照顧家人方便”是農村富余勞動力回流的主要原因，回流的勞動力具有豐富的技能和在外積累的財富，政府一方面應在稅收和信貸上采取優惠政策鼓勵回流的外出打工者自主創業，另一方面應以縣域為中心，擴大產業集聚區建設，吸引更多外出打工人員回流，實現農村勞動力就地轉移，解決農村留守老人和兒童等問題[18]。

第四，健全和完善社會養老保障體系，發展老年產業。隨著老齡化的加深，河南省的老年撫養負擔逐漸加重，老年撫養比從1982年的8.2%增加到2013年的13.3%，基本養老保障金的支付壓力也越來越大，因此河南省需要建立一套健全的養老保障體系，采取稅收優惠政策鼓勵企業和個人共同建立退休計劃，并且借鑒國外發達國家的經驗促進養老金資金的高效運作，以籌措足夠的資金應對未來的養老問題。此外，政府應加快出臺和完善老齡產業政策和培育老齡產業組織，具體包括老齡金融業、老齡用品業、老齡服務業、老齡房地產業、老齡教育培訓業等，挖掘未來河南省老齡產業市場的潛力。

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(責任編輯許若茜)

Study on Relationship Between tDemographic Dividend and Economic Growth of Henan Province

SONG Qi-cheng, ZHANG Ya-fei

(College of Economy & Trade, Chongqing University of Technology, Chongqing 400054, China)

Abstract:The paper established the econometric model of per capita income, per capita physical capital and total dependency ratio based on the theoretical derivation of Cobb-Douglas production function to study on the relationship between the demographic dividend and economic growth in Henan province. Through the cointegration theory, we tested the measurement model by using the time series data of 1987—2013. The results show three variables have the long-term stability relationship. In the long term, the total dependency ratio has negative impact on per capita income, and per capita physical capital has a positive impact on economic growth and the total dependency ratio on the impact of income per capita is larger than physical capital investment. In short term, the dependency ratio’s changes has not significant contribution directly to economic growth and the physical capital investment has lagged effect on economic growth.

Key words:demographic dividend; economic growth; total dependency ratio; cointegration theory

中圖分類號：C92-05

文獻標識碼：A

文章編號：1674-8425(2016)03-0038-07

作者簡介：宋奇成(1955—)，男，湖南常德人，教授，研究方向：經濟理論與政策。

基金項目：重慶理工大學研究生創新基金項目“人才紅利效應與中國經濟持續增長”(YCX2014244)

收稿日期：2014-12-29

doi:10.3969/j.issn.1674-8425(s).2016.03.007

引用格式：宋奇成，張亞飛.河南省人口紅利與經濟增長關系研究[J].重慶理工大學學報(社會科學)，2016(3):38-44.

Citation format：SONG Qi-cheng, ZHANG Ya-fei.Study on Relationship Between tDemographic Dividend and Economic Growth of Henan Province[J].Journal of Chongqing University of Technology(Social Science)，2016(3):38-44.