人口集聚的經濟效應：基于工具變量的實證研究

楊東亮，李朋驁

（吉林大學 東北亞研究中心，吉林 長春 130012）

一、引言

長期以來，由于生態環境、商業條件、文化傳統等多種因素的地域差異，我國逐漸形成了人口東密西疏的空間分布格局。早在1935年，中國地理學家胡煥庸根據對我國各地區人口密度的對比研究提出了著名的胡煥庸線，指出我國的東南部地區人口稠密，經濟發達①指從黑龍江省璦琿到云南省騰沖，大致為傾斜45度基本直線，線的東南方在43.8%的國土面積上居住著94.1%的人口，人口高度密集；而線的西北側恰恰相反，地廣人稀。。改革開放后，在區位優勢和政策傾斜的作用下，我國東部沿海地區的經濟得到了迅速發展，地區人民生活水平的提高吸引了大量的區域外人口流入，導致東南部地區的人口密集程度進一步上升，在北京、上海、廣州、深圳等中心大城市的表現更加突出。在全國范圍內，以北京為核心的京津冀地區、以上海為核心的長三角地區和以廣州深圳為核心的珠三角地區是我國人口集聚的主要區域，同時也是引領我國經濟增長的火車頭地區。截至2017年末，北京常住人口達到2 170.7萬人，上海常住人口達到2 418.33萬人，廣州常住人口達到1 449.84萬人，深圳常住人口達到1 252.83萬人。

人既是生產者也是消費者，一個地區的人口聚集對該地區的經濟增長具有重要的促進作用。然而，人口在大城市的過度集聚也對城市發展產生了巨大的壓力，導致城市在交通、社會秩序、資源利用、環境保護、住房保障等諸多方面出現了問題。加強人口調控，促進非首都功能疏解與人口疏解成為北京的重要規劃。上海出臺的《上海市城市總體規劃（2017-2035年）》指出，到2035年上海的人口要控制在2 500萬左右，即保持在現有的人口規模水平上。Henderson研究發現城市規模不是越大越好，城市作為收益遞增作用下的產物，既存在著隨要素不斷集聚而產生的正向經濟效應，也存在著負向的擁擠效應，在經典的城市均衡分析模型中，最有效率的城市規模是向心力和離心力相互作用的折中結果，因此，城市存在著理論上的最優規模。［1］

在經濟因素的作用下，人口向發達地區與中心城市遷移流動是不可逆轉的。人為的控制城市規模和人口流入，與市場力量相抗衡是非常困難的。習近平總書記在2017年10月18日在北京召開的黨的第十九次人民代表大會上指出:“應破除妨礙勞動力、人才社會性流動的體制機制弊端，使人人都有通過辛勤勞動實現自身發展的機會②參見2017年10月18日習近平總書記在中國共產黨第十九次全國代表大會所作題為《決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利》的報告。?！彪S著制約我國人口流動的政策藩籬被打破，面對經濟發達地區、大中城市更多的就業機會、更加豐厚的勞動報酬、更加舒適的生活環境、更加有利的創業環境和創業支持，人口向大中城市流入將成為一種常態。

我國正在加速進入老齡化社會，經濟發達地區、大城市原有戶籍人口的老齡化趨勢日益明顯，吸引人口向經濟發達地區、大城市集聚是非常有意義的。人口集聚能夠顯著改善經濟發達地區、大城市的人口規模和結構，進而抵消人口紅利消退的不利影響，對地區經濟發展產生積極的正向影響。因此，在國家積極引導人口有序合理流動、促進大城市人口疏解的背景下，研究人口集聚的經濟增長效應，即人口集聚對地區經濟發展的影響方向與大小，證實人口集聚的正向經濟作用，有利于更好地理解人口集聚的必然性與我國大城市人口控制的理論基礎，為現階段人口相關政策制定提供參考，推動我國人口和經濟的協調發展。

要研究人口集聚的經濟增長效應，必須解決實證過程中的內生性問題。由于人口集聚和經濟增長存在著互為因果的關系，導致傳統的參數估計結果不滿足一致性的要求，無法準確識別人口集聚經濟效應的真實大小。對此，本文通過大范圍遴選工具變量，應用二階段最小二乘法進行實證分析，這是本文的一個重要創新點。本文選擇各地級行政區域平均小學教師數量和平均衛生醫療工作人員數量作為人口集聚的工具變量，分析人口集聚對經濟增長的影響。此外，本文還考察在人口集聚程度相同時勞動年齡人口比重和非農就業人口比重對經濟增長的影響。

二、文獻綜述

人口集聚是人口遷移的結果，因此，人口遷移的原因也是人口集聚的形成機制，國外學者較早對人口遷移的原因進行了研究。Herberle在20世紀30年代提出了推-拉理論，對人口遷移的原因進行分析，指出遷出地對遷移人口存在一個推力的作用，遷入地對人口遷移存在一個拉力的作用，二者的共同作用決定了遷移人口的遷移行為，在分析遷移個體的決策過程時提出了理性遷移人和遷移信息對稱的假設，即遷移人口在綜合比較推力和拉力后，從比較利益的角度進行遷移選擇。［2］在此基礎上，Bogue從社會經濟發展和自然環境等角度研究了人口遷移的推力和拉力，對推-拉理論進行了初步的完善。［3］此后的研究中，Lee對遷移人口的個體特征和遷移過程可能受到的阻礙進行了細致地研究，進一步豐富了推-拉理論。［4］推-拉理論對解釋人口遷移現象起到了重要作用，該理論強調人口遷移的主要原因是遷入地比遷出地擁有更高的收入水平。Lewis在20世紀50年代建立了二元經濟模型，利用模型對人口遷移現象進行解釋，指出與傳統農業部門相比，現代經濟部門更高的收入水平是農村勞動力遷移到城市的主要動力。［5］王應貴和婁世艷研究發現東京都市圈憑借強大的經濟實力吸引著日本全國各地人口來此就業。［6］發展中國家在20世紀六七十年代出現了與二元經濟理論相悖的現象，人口不斷由農村向城市遷移，同時城市存在較高的失業率。Todaro提出了人口遷移的預期收入理論，很好地解釋了這一現象，即人們對遷移后的收入具有較高預期，認為未來的收入可以彌補目前短期失業帶來的損失。［7］此外，研究人口遷移的理論還有投資-收益理論、新經濟遷移理論和二元勞動力市場理論等。

我國人口集聚和經濟發展之間聯系緊密，國內學者對二者之間關系進行了深入研究，主要表現在如下三個方面:第一，在空間分布上，人口和經濟具有一致性。王勝今和王智初利用空間四分位圖和莫蘭指數對2000-2015年我國省際人口和經濟空間分布特征進行識別，發現從空間分布上看，我國人口和經濟集聚特征顯著并且具有一致性。［8］第二，人口遷移集聚對經濟發展具有促進作用。楊東亮和任浩鋒研究發現人口集聚對我國區域經濟發展水平具有顯著的正影響，人口集聚程度每提高1%，區域經濟發展水平將提高1.064%；城鎮化、人力資本和人口撫養比是人口集聚影響區域經濟發展的重要途徑。［9］第三，遷移人口受地區經濟發展水平影響較大。王桂新等分析了第五次人口普查和第六次人口普查數據，指出我國主要人口遷入地在空間分布上較為集中，通過實證分析得出省際人口遷移方向主要受遷入地城鎮人均可支配收入的影響。［10］

人口集聚通過多種途徑推動區域經濟增長。首先，人口集聚推動了城鎮化進程。馬孝先以地級市為單位實證分析了我國城鎮化的影響因素，指出人口在空間的集聚可以顯著提高城鎮化水平。［11］其次，人口集聚推動了產業結構升級。彭昱和周尹以2006-2015年地級市面板數據為樣本，通過實證分析得到較大的人口密度可以促進服務業發展的結論。［12］王永進和張國峰利用斷尾回歸和Heck?man兩階段估計法對1998-2007年我國工業企業數據進行分析，發現人口集聚通過溝通外部性影響企業自主創新，不僅可以提高企業的研發概率，還能夠擴大企業的研發支出。［13］最后，人口集聚提高了勞動生產率。陳心穎利用空間面板回歸結合2000-2012年我國省級數據研究發現人口集聚度的上升可以提高勞動生產率。［14］

三、方法介紹與模型建立

1.工具變量法

前定變量假設是最小二乘法有效的一個基本假設，即解釋變量與擾動項之間不存在相關性，反之，則認為模型存在內生性問題。然而在實際應用中，大多模型均存在內生性，不能滿足最小二乘法的基本假設，此時，利用最小二乘法進行回歸估計無法得到可信的結果。具體來說，當解釋變量與被解釋變量互為因果，或者解釋變量與遺漏變量之間存在相關性，則認為模型存在內生性。模型存在內生性會導致估計結果的不一致，實證結果與實際情況偏差較大，因此采用常規方法對存在內生性的模型進行估計很難得到準確的結果。

為判斷模型是否適用工具變量法，需要進行一系列檢驗:首先檢驗工具變量的外生性。一般認為當恰好識別時，沒有檢驗工具變量與擾動項之間相關性的有效方法，此時應當采取專家的意見；當存在過度識別時，則可有效判斷工具變量的外生性，即存在原假設“所有的工具變量都是外生的”，如果拒絕原假設，認為存在與擾動項相關的工具變量，但具體是哪個工具變量無法判斷。其次檢驗工具變量的相關性。檢驗過程中，一方面需要判斷工具變量與解釋變量是否相關，另一方面，在相關的情況下，需要判斷工具變量是否為弱相關工具變量。判斷弱工具變量主要有兩種方法，一是根據Shea’s Partial R-sq，二是根據F統計量。最后檢驗解釋變量的內生性。使用工具變量法意味著模型存在內生性問題，如果模型不存在內生性，仍然使用工具變量法，雖然所得結果一致，但會增大估計量的方差，因此需要對模型的內生性進行判斷。Hausman檢驗經常用來判斷模型的內生性，即是否拒絕“所有解釋變量均為外生性”的原假設。

2.模型構建

本文構建以GDP增速為解釋變量、以城鎮人口與建成區面積比值對數為解釋變量、并包含其他控制變量的計量模型。即:

式（1）中，i是省份，t是時間。rgdp是GDP增速。lnjc是城鎮人口與建成區面積比值，一般而言，與農村相比，城市具有更多就業機會，擁有更好的基礎設施，能夠更好地滿足人們的生活和工作需求，對人口具有更強吸引力，使得城市成為人口集聚的主要地域，因此城市人口密度能夠在一定程度上代表地區人口集聚程度。X是影響經濟增長的其他控制變量，包括物質資本存量（mat）、非農經濟比重（ind23）、外商企業投資總額（fdi）、進出口總額（imp）、財政分權水平（fis）和區域經濟發展水平（lnpgdp），C是常數項，εit為隨機擾動項。由于可能存在一些不可觀測的因素同時影響GDP增長速度和人口集聚，導致最小二乘法估計出來系數不能準確反映GDP增長速度和人口密度之間的因果關系，導致估計結果不一致。因此以省內各地級行政區域平均小學教師數量和衛生醫療工作人員數量作為人口集聚的工具變量，并利用面板數據的二階段最小二乘法對式（1）進行估計。估計的策略是首先考察省內各地級行政區域平均小學教師數量和衛生醫療工作人員數量對人口集聚程度的影響，即第一階段回歸為:

式（2）中，I為工具變量，包括省內各地級行政區域平均小學教師數量（jy），省內各地級行政區域平均衛生醫療工作人員數量（yl），分別由省內小學教師總數和衛生工作人員總數與各省地級行政單位數量計算獲得。第二階段回歸中，用式（2）中城鎮人口與建成區面積比值對數擬合值代替式中城鎮人口與建成區面積比值對數進行估計，即:

如果省內各地級行政區域平均小學教師數量和衛生醫療工作人員數量是城鎮人口與建成區面積比值的有效工具變量，則第二階段回歸中城鎮人口與建成區面積比值對數的系數β便可以被解釋為人口集聚對經濟增長的因果影響，如果β顯著為正，表明人口集聚可以促進經濟增長。進一步，為檢驗人口集聚程度相同條件下人口結構對經濟增長的影響，在式（1）中引入人口集聚與勞動人口比重和非農就業人口比重的交互項，即:

式（4）中，Y代表勞動人口比重（ld）和非農就業人口比重（fn），前者由《中國統計年鑒》中抽樣調查所得撫養比計算獲得，非農就業人口比重根據第二產業就業人口、第三產業就業人口和總就業人口計算獲得。當β1顯著異于零時，意味著當人口集聚程度相同時，勞動人口比重的不同或非農就業人口比重的不同導致了經濟增長速度的不同。

四、實證研究

對各數據進行整理，物質資本存量、外商企業投資總額和進出口總額均采用人均值，對非比值指標取自然對數，各指標變量的描述性統計結果見表1。

表1 描述性統計量（N=496）

1.工具變量檢驗

首先利用最小二乘法考察人口集聚代理變量（lnjc）對經濟增長（rgdp）具有怎樣的影響，對式（1）進行估計（見表2）?；貧w結果顯示城鎮人口與建成區面積比值對數（lnjc）的影響系數為-0.785，這顯然與實際不相符，且與以往研究成果大有不同。其可能的原因如下幾點:第一，人口集聚與區域經濟發展之間存在互為因果的關系，即人口集聚推動了經濟發展，而經濟發展又吸引更多的人口集聚。第二，本文選取城鎮人口與建成區面積比值作為人口集聚的代理指標，但其只是從數量上描述了區域內人口集疏程度，涵蓋了較多的因素，可能受到多方面影響，其中一些并不可測或無法量化，因此產生與實際不符的結果。第三，在不同的時間和空間維度人口集聚對區域經濟增長產生的影響不同，因此這種結果可能是二者之間關系在特定時間段特定地域內特征的表現。

需要說明的是，雖有研究表明人口集聚對經濟增長具有阻礙作用，［15-16］但其研究在時間和空間上存在一定局限性，或者說并不是以我國為研究對象得出的結論。Williamson在其研究中指出集聚對經濟發展的影響存在門限效應，即集聚并不總是能夠促進經濟增長，當集聚達到一定程度時，其對經濟增長的促進作用開始減弱，甚至產生阻礙作用。［17］而目前我國人口集聚的規模尚未達到頂峰水平，大量的人口居住在農村、小城鎮等人口稀疏地區，加快城鎮化仍是我國經濟發展的重要戰略之一。對經濟增長的研究沒有指出人口集聚程度已經到了阻礙階段，因此我們有理由懷疑式（1）的人口集聚阻礙經濟增長的實證結果的準確性?？紤]人口集聚與經濟增長存在著雙向因果關系，不克服內生性很可能會得出錯誤的結論。

為此，本文采用工具變量回歸方法對式（1）進行重新估計。通過廣泛篩選，最后本文選擇使用省內各地級行政區域平均小學教師數量（jy）和省內各地級行政區域衛生醫療工作人員數量（yl）作為工具變量。小學教師數量和衛生醫療工作人員數量從一定程度上代表了地區教育和醫療資源情況，教育和醫療資源越多的地區往往表明該地區對教育和醫療的需求越大，人口越多。另外，經濟發展水平越高的地區，其教育和醫療條件的高低往往體現在硬件設施更先進和從業人員具有更高的業務能力，并不體現在從業人員數量上，因此，可以認為小學教師數量和衛生醫療工作人員主要受人口規模的影響，因此考慮用其作為人口集聚的工具變量。

表2 人口集聚的經濟增長效應的實證結果

利用二階段最小二乘法（2SLS）進行回歸，第一階段顯示各工具變量對城鎮人口與建成區面積比值均具有顯著影響，第二階段顯示城鎮人口與建成區面積比值對數（lnjc）系數變為3.423，在使用工具變量法后，人口集聚代理指標對經濟增長影響系數顯著為正，表明人口集聚可以推動經濟增長。在進一步分析之前，需對所選工具變量進行檢驗。

首先進行外生性檢驗。過度識別檢驗結果顯示chi2為0.214，P值為0.644，接受原假設，即所選工具變量均是外生的，與擾動項不相關。其次檢驗相關性。檢驗結果顯示Shea’s Partial R-sq為0.083，F為24.389，雖然目前并沒有關于Shea’s Partial R-sq多小才可以判斷為弱工具變量的說法，但這里可以從經驗上根據F值大于10，拒絕原假設，即不存在弱工具變量。通過沃爾德檢驗，最小特征值為20.527，大于對應的臨界值11.59，拒絕原假設，因此再次證明了不存在弱工具變量。為了檢驗的可信性，使用有限信息最大似然法（LIML）進行估計，該方法對弱工具變量不敏感，由表2可見其估計結果與二階最小二乘法估計結果較為相似，即表明不存在弱工具變量。綜合以上檢驗，我們有理由相信，本文所選工具變量不存在弱工具變量問題。最后檢驗是否存在內生解釋變量。Hausman檢驗結果顯示chi2為9.16，拒絕原假設，可認為人口集聚代理指標（lnjc）為內生變量。由于傳統Hausman檢驗是在同方差的前提下進行的，Hausman檢驗在異方差下不成立。如果存在異方差，則廣義矩估計（GMM）比二階最小二乘法更有效率，通過回歸發現兩步最優廣義矩估計的系數估計值與二階最小二乘法比較接近，過度識別檢驗結果顯示chi2為0.214，P值為0.644，所以可以判斷所有工具變量均為外生。進行迭代廣義矩估計（IGMM），發現迭代廣義矩估計與兩步廣義矩估計系數相差無幾。

2.結果分析

集聚理論認為人口集聚可以促進區域經濟增長，但本文最小二乘法估計結果卻與此相反，考慮人口集聚內生性問題和城鎮人口與建成區面積比值作為人口集聚的代理變量的內生性問題，通過檢驗印證了內生性的存在，因此使用工具變量法進行分析，經過相關性檢驗和外生性檢驗，認為省內各地級行政區域平均小學教師數量和衛生醫療工作人員數量是有效工具變量。通過實證分析得出以下結論:

第一，人口集聚可以促進區域經濟增長。在引入工具變量后人口集聚對GDP增速影響變為3.423，顯著正相關，表明人口集聚對區域經濟發展具有顯著正向影響。人口集聚是人口遷移的結果，遷移人口對遷入地的影響是多方面的。首先，由于遷移人口主要以就業或提高收入為目的，即尋求自身更好地發展，因此遷移人口往往具有較高的受教育程度和較強的個人能力，為遷入地經濟發展帶來人力資本保障，延緩了遷入地人口紅利效應現實的時間。其次，遷移人口在遷入地生活工作主要集中在城市，因此對遷入地城鎮化發展具有促進作用，對城市規模的擴大具有積極意義。最后，各地區產業結構不斷優化升級，需要物質資本和技術支持的同時，對勞動力的需求也在不斷增強，而遷移人口主要以從事非農產業為主，因此遷移人口在遷入地形成集聚無疑會對產業結構升級產生推動作用。

第二，利用城鎮人口與建成區面積比值（lnjc）研究人口集聚對區域經濟增長影響存在著內生性問題。本文以2000-2015年省級面板數據為樣本，利用最小二乘估計得出與以往研究結論相悖的結果，而在引入工具變量后，得出較為合理的結果，因此考慮城鎮人口與建成區面積比值在特定時間段和特定區域范圍內對經濟增長的影響具有局限性。城鎮人口與建成區面積比值受到多種因素影響，尤其是經濟發展水平越高的地區，該值可能越大，即存在內生性問題，因此用其作為人口集聚的代理變量很難得到一致的估計結果。

第三，使用工具變量后，各控制變量對人口集聚具有不同程度影響。二階最小二乘法中，人均進出口總額對數(lnimp)和財政分權水平(fis)對GDP增速的影響系數分別為1.396和0.573，并且均具有較強顯著性，表明二者對區域經濟發展均具有一定的正向促進作用。人均外商投資總額對數(lnfdi)、人均物質資本存量對數(lnmat)、非農經濟比重(ind23)和經濟發展水平滯后量(L.lnpgdp)對GDP增速影響并不顯著，這與近年來我國經濟增速放緩具有一定關系，2008年以來，我國經濟發達的東部地區經濟增速逐漸落后于中西部地區部分省份，而東部地區經濟發展基礎較好，與中西部地區相比具有更高的外商企業投資、物質資本存量和經濟發展水平，因此在我國經濟發展的特殊階段，各經濟要素對經濟發展具有不同的影響。

人口集聚發生的一個重要表現形式是人口流入。大規模的人口流入對地區原有的人口年齡結構和就業人口結構產生重要影響，豐富的勞動力資源、下降的人口撫養比、產業結構升級對地區的經濟增長具有重要影響。因此，除了直接分析人口集聚對區域經濟增長的直接作用外，有必要分析人口集聚導致的人口結構改善產生的經濟增長效應。為此，分別在模型中引入人口集聚與勞動年齡人口和非農就業人口比重的交互項，分析人口結構改善對區域經濟增長的影響。在人口集聚規模相同條件下，擁有更好的人口結構是否能夠進一步促進地區的經濟增長也是分析交叉項參數結果的意義所在。

表3顯示，人口集聚與勞動年齡人口比重(ld)和非農就業人口比重(fn)的交叉項系數分別為1.091和0.439，均顯著為正，這表明在人口集聚程度相同時，較高的勞動人口比重和非農就業人口比重更

能促進經濟增長。進一步分析其原因，發現有如下兩個合理的解釋:

第一，人口集聚為區域提供了大量勞動年齡人口，較高的勞動年齡人口比例可以延長人口紅利持續的時間。20世紀90年代初我國進入人口紅利期，在充足勞動力的推動下，我國經濟快速發展，取得了舉世矚目的成就，然而人口紅利經過上升期后，逐漸開始下降，這意味著勞動年齡人口比重逐漸開始降低，而經濟發展也將受到影響。主要由勞動年齡人口構成的遷移人口在遷入地集聚，降低了遷入地的撫養比，即提升了遷入地勞動年齡人口所占比例，使集聚地區人口紅利能夠持續更長的時間，經濟發展將具有更大優勢，因此人口集聚程度相同的情況下，具有較高勞動年齡人口比重的地區，經濟增長速度更快。

第二，人口集聚為區域提供了大量的非農就業人口，較高的非農就業人口比重為產業結構優化升級提供了保障。我國經濟進入新常態的一個顯著特征是產業結構不斷優化升級。遷移人口大多是在非農產業就業的人口，因此，集聚為區域提供了大量非農就業人口。此外，集聚可以使勞動力和就業機會得到更好的匹配，并通過學習、分享等機制，加強勞動力的技能，有利于提高區域的生產效率。所以，人口集聚程度相同時，較高的非農就業人口比重更有利于經濟增長。

以上研究結果很好地解釋了我國中部地區人口密度較大，但經濟發展狀況與東部地區差距較大的現象。中部地區人口密度大的原因是人口基數較大，即原住人口規模較大，東部地區人口密度大的原因是外來人口較多，遷入的人口主要為勞動年齡人口和非農就業人口，這導致人口集聚通過改善東部地區的人口結構來進一步促進東部地區的經濟增長。這對于北京、上海等人口規模持續擴大、人口壓力大的中心城市來說，在實行疏解人口、控制人口的社會管理措施時，要認清人口集聚的經濟促進作用，特別是人口集聚對人口結構改善的積極作用。

表3 人口結構對經濟增長影響的實證結果

五、結論與政策建議

本文以2000-2015年我國省級面板數據為樣本，以城鎮人口與建成區面積比值作為人口集聚的代理變量，并選擇省內各地級行政區域平均小學教師數量和衛生醫療工作人員數量作為人口集聚的工具變量，采用二階段最小二乘回歸等方法實證分析人口集聚對區域經濟發展的影響；此外，在模型中進一步引入人口集聚與勞動人口比重、非農就業人口比重的交互項，考察人口集聚相同狀態下的勞動年齡人口比重和非農就業人口比重對地區經濟增長的影響。本文所得的主要結論如下:

第一，人口集聚具有顯著的經濟增長效應。在最小二乘回歸模型中，人口集聚的代理變量選為城鎮人口與建成區面積比值，回歸結果顯示人口集聚阻礙經濟增長，這與楊東亮和任浩鋒等研究結論相反。［9］考慮到經濟因素是人口流動的重要因素，經濟增長對人口集聚具有因果影響，人口集聚與經濟增長存在著雙向因果關系。由于沒有控制人口集聚與經濟增長的內生性問題，導致錯誤的參數估計結果和研究結論。采用合適的工具變量進行研究，人口集聚的參數估計結果為3.423，這顯示人口集聚能夠顯著地促進經濟增長，即人口集聚具有經濟增長效應。

第二，通過人口集聚可以改善地區人口結構，進一步促進經濟增長。在人口集聚程度相同的條件下，較高的勞動年齡人口比重和非農就業人口比重對區域經濟增長的作用更大。根據回歸結果顯示，各交叉項系數均顯著為正，表明人口集聚程度相同的地區，擁有更高勞動年齡人口比重或者擁有更高非農就業人口比重的地區，經濟發展越快。

在我國人口老齡化日益嚴重、人口紅利日益消失，經濟發達地區和大中城市競相吸引人口，北京、上海等中心城市采取人口疏解與人口控制社會管理措施的大背景下，根據本文研究所得結果，提出以下啟示建議:

第一，要進一步促進人口集聚，積極發揮人口集聚的經濟增長效應。無論是經濟發達地區、經濟欠發達地區、中心城市，促進人口集聚，吸引人口向城市集聚，對于地區經濟發展來說都是有利的，也是順應人口流動市場力量的。其中，通過制定傾向性政策吸引勞動年齡人口更加有利。這是因為實證結果顯示在人口集聚程度相同時，較高的勞動年齡人口比重能更進一步地促進區域經濟增長。一方面，我國人口紅利期即將結束，人口集聚通過為區域帶來更多勞動年齡人口而延長了區域人口紅利持續的時間，使地區人口結構在未來一段時間內更有利于區域經濟的發展，另一方面，我國逐漸進入老齡化社會，經濟發展面臨著新的挑戰，擁有較高勞動年齡人口比重的地區可以較晚面對人口老齡化對社會經濟發展帶來的沖擊，產生“后老優勢”。因此，各地區可以通過制定各項福利政策，提高公共服務質量來吸引勞動年齡人口集聚，通過提高區域勞動年齡人口比重來促進地區的經濟增長。

第二，積極發展非農產業，促進就業人口向城市非農產業轉移。產業結構優化升級是一個地區經濟增長的重要動力。加快產業結構優化升級是各個地區政府促進經濟持續增長的重要手段，而產業結構優化升級的一個重要體現就是就業人口比重結構的變化。因此，通過加快人口向城市非農產業轉移，發展與高素質人口相匹配的高端產業將是城市發展的重點。即使是北京、上海等中心城市，在疏解人口和控制人口的同時，也要通過集聚高素質人口來不斷地促進產業結構的優化與升級，進而促進地區經濟增長。為此，要積極努力提高農業生產率，減少第一產業對勞動力的需求，為第二產業和第三產業的發展提供充足的勞動力。同時在城市等人口集聚地區積極發展第三產業，增加非農就業機會。