遼寧省人口轉(zhuǎn)變效應(yīng)分析
——基于人口紅利理論的研究

陳 晶， 朱天星

(沈陽工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院， 沈陽 110870)

隨著世界人口的不斷增長，各國人口年齡結(jié)構(gòu)也在發(fā)生變化，法國人口學(xué)家A·蘭德里將一個國家或地區(qū)的人口發(fā)展從高出生率和高死亡率到低出生率、低死亡率的轉(zhuǎn)變稱為人口轉(zhuǎn)變。之后的許多學(xué)者把一國人口年齡結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致的該國大部分人口處于勞動年齡階段所額外創(chuàng)造的勞動生產(chǎn)力對經(jīng)濟增長的貢獻稱為人口紅利。學(xué)者們又將其區(qū)分為第一人口紅利和第二人口紅利，第一人口紅利是指在人口轉(zhuǎn)變過程中，勞動年齡人口占總?cè)丝诘谋戎剌^大，從而社會負(fù)擔(dān)較輕，勞動力供給較充足所帶來的經(jīng)濟增長。然而，隨著人口轉(zhuǎn)變過程中老年人和少年兒童在總?cè)丝谥械谋戎刂鸩皆黾樱暗谝蝗丝诩t利”將會逐漸消失，如果政策得當(dāng)，會出現(xiàn)“第二人口紅利”，它是指具有經(jīng)濟理性的個體為了應(yīng)對人口年齡結(jié)構(gòu)的預(yù)期變化，將一生的收入和消費在其生命周期內(nèi)進行平滑以獲得最大的效用。在生產(chǎn)效率較高的壯年階段，收入中用于儲蓄的比例將明顯高于其他階段，由此帶來國民儲蓄率上升和資本供給增加對經(jīng)濟增長的推動作用[1]。

本文將根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)，對遼寧省的人口紅利效應(yīng)進行分析和論證。由于一個經(jīng)濟體的社會總供給主要由消費、儲蓄、稅收和凈進口構(gòu)成，因而，本文考慮人口紅利效應(yīng)主要是通過消費、儲蓄和稅收的變化而實現(xiàn)。在本文中，主要是針對遼寧省人口轉(zhuǎn)變的產(chǎn)出效應(yīng)(即人口年齡結(jié)構(gòu)變化對總產(chǎn)出的影響)、人口轉(zhuǎn)變過程中形成的消費效應(yīng)(即人口年齡結(jié)構(gòu)變化對最終消費的影響)和儲蓄效應(yīng)(即由人口轉(zhuǎn)變帶來的儲蓄率的變化)進行分析和論證。

一、遼寧省人口轉(zhuǎn)變的產(chǎn)出效應(yīng)

1. 理論回顧

在人口經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，長期以來對于人口與經(jīng)濟增長的關(guān)系概略地說有3種觀點：第一種觀點認(rèn)為，快速的人口增長和較大的人口規(guī)模不僅為經(jīng)濟增長提供了充裕的勞動力，而且擴大了市場規(guī)模，因此有利于經(jīng)濟的增長。如較早的亞當(dāng)·斯密、魁奈、配第的人口理論，其所在的時期正是十七、十八世紀(jì)第一次工業(yè)革命時期，工業(yè)生產(chǎn)的發(fā)展需要大量的勞動力供給，因而人口多是國力強盛的標(biāo)志。第二種觀點認(rèn)為，過高的出生率和快速的人口增長抑制了經(jīng)濟的發(fā)展，其代表人物就是馬爾薩斯，及至新馬爾薩斯主義和20世紀(jì)70年代關(guān)于世界人口過剩的擔(dān)憂，如《增長的極限》、《人口爆炸》等出版物都認(rèn)為，過多的人口使經(jīng)濟急劇惡化，地球已經(jīng)無法養(yǎng)活迅猛增長的人口。第三種觀點調(diào)和了上述看法，認(rèn)為脫離了其他經(jīng)濟變量，人口因素對經(jīng)濟增長的影響是中性的，人口因素必須與其他經(jīng)濟增長條件一道才能產(chǎn)生正向或負(fù)向的增強效果。

人口年齡結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)領(lǐng)域的影響主要體現(xiàn)在對勞動力的供給上[2]。一般來說，當(dāng)一個國家勞動年齡人口增長停止后，勞動力數(shù)量不足的問題會很快到來。在柯布·道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，勞動、資本和技術(shù)進步共同決定了產(chǎn)量水平，它們之間的關(guān)系可具體表達為

Y=ALαK1-α

(1)

式中：A——技術(shù)進步；

L——勞動力投入；

K——資本投入；

α、1-α——勞動和資本在產(chǎn)出中的份額。

2. 遼寧省人口轉(zhuǎn)變過程概述

建國以來，遼寧省人口轉(zhuǎn)變過程體現(xiàn)出以下幾個特征：第一，人口總量增長比較快。遼寧人口從1949年的1 830.51萬人增加到2 000萬人用了4年時間，從2 000萬人增加到3 000萬人用了16年時間，從3 000萬人增加到3 500萬人用了12年時間。第二，人口素質(zhì)不斷提高，人口壽命明顯延長。新中國成立后，遼寧省人口總量增長得到有效控制的同時，人口的身體素質(zhì)和科學(xué)文化素質(zhì)也在不斷提高。隨著醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善和社會福利事業(yè)的發(fā)展，人口死亡率不斷降低，人口壽命不斷延長，1982年全省人口平均預(yù)期壽命為70.69歲。第三，全省人口年齡和性別構(gòu)成發(fā)生了明顯變化。人口年齡構(gòu)成的變化，一是表現(xiàn)在少年兒童比重下降。2005年0～14歲少年兒童占遼寧省總?cè)丝诘?4.5%，比1964年下降了32.42%。二是勞動年齡人口占總?cè)丝诒戎厣仙?005年15～64歲勞動年齡人口占總?cè)丝诘?6.08%，比1964年上升28.6%。三是老年人口比重上升。2005年65歲以上的老年人口占總?cè)丝诘?.74%，比1964年上升4.14%。

3. 實證研究

據(jù)預(yù)測，遼寧省將在2016年前后進入人口負(fù)債時期，在此之前遼寧省一直處于人口紅利期，人口機會窗口仍然開放的時期我國同時步入了老齡化社會。由于人口老齡化，政府用于社會保險、社會福利、社會救濟、社會服務(wù)的支出不斷增加，從而加大了對經(jīng)濟的壓力。隨著老齡人口增多，三代同堂的家庭比例越來越大，加上家庭“少子化”，使家庭贍養(yǎng)老人的功能弱化，老人對自己后代的經(jīng)濟依賴也更強。據(jù)統(tǒng)計，50%以上城鎮(zhèn)老年人銀行基本無存款，急需社會養(yǎng)老功能極大發(fā)揮，以彌補家庭養(yǎng)老的不足[3]。

表1 1990—2008年遼寧省生產(chǎn)總值與勞動人口

資料來源：國家統(tǒng)計局。1990—2008年《遼寧城市統(tǒng)計年鑒》。

將表1數(shù)據(jù)代入公式：

lnY=lnA+αlnL+βlnK

(2)

采用普通最小二乘法進行回歸估算，根據(jù)估算結(jié)果得出方程

lnY=-35.347+4.974lnL+0.459lnK

(3)

t=(-3.441) (3.642) (5.143)

p=(0.003 4) (0.002 2) (0.001)

對方程的各項指標(biāo)進行檢驗，調(diào)整后的R2=0.981，說明回歸擬合度較高；回歸方程統(tǒng)計量F=432.548，說明方程總體的線性關(guān)系顯著，變量的顯著性也較高。

Y=2.718-35.347L4.974K0.459

(4)

從式(4)的函數(shù)模型可以看出，1990—2008年遼寧省的勞動投入產(chǎn)出彈性為4.974，說明勞動力投入對經(jīng)濟增長的影響較為明顯，每投入1單位的勞動，可帶來近5個單位的產(chǎn)出增加。資本投入產(chǎn)出彈性為0.459，表示每投入1單位的資本，可帶來大約0.5單位產(chǎn)出的增加。由此可計算出該段時期遼寧勞動力投入對經(jīng)濟增長的貢獻率，如表2所示。為消除經(jīng)濟波動的影響，本文將經(jīng)濟增長率按5年期平滑處理。

表2 遼寧省勞動人口對經(jīng)濟增長的貢獻率

從表2可以看出，勞動力投入對遼寧省經(jīng)濟增長貢獻率在20世紀(jì)90年代初期約為21%，到了90年代后期達到約67%，呈上升趨勢，但進入21世紀(jì)后勞動力投入對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻率開始下降，從50%下降到約14%。還可以看到，勞動人口平均增長率的波動趨勢與之相符，在20世紀(jì)90年代后期，勞動人口平均增長率達到了1.5%，而2005年以來，勞動人口的增長率只有0.55%。由此可見，自20世紀(jì)以來勞動力投入對于遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻正在逐漸下降，遼寧省經(jīng)濟增長仍保持較高速度的主要原因是巨大的固定資產(chǎn)投資增長、技術(shù)進步以及政治制度建設(shè)等。盡管勞動力人口仍在不斷增加，但隨著出生率、死亡率下降，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化正在悄悄影響著遼寧省經(jīng)濟發(fā)展的步伐。

二、遼寧省人口轉(zhuǎn)變的消費效應(yīng)

1. 理論研究

布盧姆(Bloom，2002)的分析表明，在勞動年齡人口比重高的情況下，人口生產(chǎn)性強，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)輕，導(dǎo)致更多的產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為儲蓄；同時，根據(jù)Leff模型(Leff，1969)，如果少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)大，居民消費率將顯著提高。由于少兒人口和老年人口的消費需求、消費強度不同，老年人帶來的經(jīng)濟負(fù)擔(dān)要比相同數(shù)量的兒童多得多(Kleiman，1967)。

(5)

由于CDRt=Mt/Wr，ODRr=Rt/Wt

(6)

由式(6)可得

(7)

式(7)表明，作為純?nèi)丝趯W(xué)變量的勞動力撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與居民消費率之間存在密切關(guān)系。具體而言，在其他條件既定的情況下，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)、少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)與居民消費率之間呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。

2. 遼寧省居民消費與人口轉(zhuǎn)變的協(xié)整檢驗

根據(jù)凱恩斯的消費理論，居民總消費主要受到總收入的影響[4]，本文使用最終消費這一變量作為研究對象，并且使用支出法計算國內(nèi)生產(chǎn)總值作為一個自變量與之對應(yīng)。為考察人口年齡結(jié)構(gòu)對最終消費的影響，本文加入少兒撫養(yǎng)比(d1)、老年撫養(yǎng)比(d2)作為其中的兩個自變量。少兒撫養(yǎng)比也稱為少兒負(fù)擔(dān)系數(shù)，為0～14歲人口與15～64歲人口數(shù)量之比，老年撫養(yǎng)比為65歲及其以上人口與15～64歲人口數(shù)量之比。

由于我國經(jīng)濟增長率一直是拉動消費的重要力量，因而本研究將經(jīng)濟增長率作為自變量之一。最終消費、儲蓄率和經(jīng)濟增長率都是時間序列數(shù)據(jù)，要想準(zhǔn)確探討回歸關(guān)系必須先檢驗這些變量的平穩(wěn)性。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的各個經(jīng)濟數(shù)據(jù)，首先對最終消費量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、儲蓄率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、總撫養(yǎng)比取對數(shù)，使數(shù)據(jù)線性化。取對數(shù)后，除少兒撫養(yǎng)比、最終消費和經(jīng)濟增長率外，其他變量仍然是非平穩(wěn)的。將取對數(shù)后的各變量進行一階差分，對差分值進行單位根檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 變量先取對數(shù)后取差分的單位根檢驗結(jié)果

從表3可知，變量先取對數(shù)，然后再對變量的對數(shù)值取差分后，所有變量序列都變平穩(wěn)了，由此判斷，變量具有相同的單整階數(shù)，并且這4個變量的對數(shù)值之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

3. 檢驗結(jié)果

本文使用基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(Engle和Granger，1987)方法。下面給出了Engle和Granger兩步法的結(jié)果。第一步，對同階非平穩(wěn)變量進行OLS回歸；第二步，對第一步回歸的誤差項進行單位根檢驗，如果殘差是平穩(wěn)序列，則可以推斷這幾個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。由于對消費采用總量的研究，根據(jù)單位根檢驗的結(jié)果，計量模型為

lnC=c+β1lnd1+β2lnd2+β3ln GDP+

β4lng+ε

(8)

使用OLS的結(jié)果為

lnC= -2.659 9+0.417 1lnd1+0.031 9lnd2+

1.037 0ln GDP-0.133 1lng

(9)

t=(-2.043 3) (2.098 9) (0.086 6) (19.178 9) (-3.860 9)

p=(0.055 9) (0.050 0) (0.931 0) (0.000 0) (0.001 4)

R2=0.991 6F=117

上述結(jié)論還依賴于殘差的單位根檢驗結(jié)果。本文對方程的殘差進行ADF單位根檢驗，在沒有截距項和趨勢項的情況下，ADF檢驗統(tǒng)計量為-1.711，而10%的Dickey-Fuller臨界值分別為-1.624 2，因此，可以拒絕殘差存在單位根的原假設(shè)，表明以上幾個變量之間存在長期均衡關(guān)系，國內(nèi)生產(chǎn)總值、經(jīng)濟增長率和少兒撫養(yǎng)比對最終消費的影響較大。少兒撫養(yǎng)比每下降1%，消費將隨之下降0.417 1%；國內(nèi)生產(chǎn)總值每上升1%，將引起消費上升1.037 0%；經(jīng)濟增長率每上升1%，消費將下降0.133 1%。老年撫養(yǎng)比對于消費的影響較弱，并且t統(tǒng)計量所得結(jié)果并不顯著。R2值為0.991 6，說明方程擬合得比較好。

為進一步考察人口年齡結(jié)構(gòu)對消費的影響，本文將最終消費分別與少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比進行協(xié)整檢驗，之后再進行格蘭杰因果檢驗[5]。通過以上檢驗發(fā)現(xiàn)，最終消費、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比3個變量在取對數(shù)后再進行一階差分的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的，再對最終消費和少兒撫養(yǎng)比一階差分后的數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表4和圖1所示。

表4 少兒撫養(yǎng)比與最終消費率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

圖1 少兒撫養(yǎng)比和最終消費率的一階差分圖

與樣本容量相對應(yīng)的F值的1%、5%、10%臨界值分別為1.79、2.12、2.94，所以，原假設(shè)“消費的一階差分不是少兒撫養(yǎng)比的一階差分變化的原因”被接受，原假設(shè)“少兒撫養(yǎng)比的一階差分不是消費的一階差分變化的原因”被拒絕。由此可以說，少兒撫養(yǎng)比的變化引起了最終消費需求的變化。與前面回歸檢驗結(jié)果相一致，中國居民消費和政府消費受到少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化的影響。

再對最終消費與老年撫養(yǎng)比取對數(shù)之后進行一階差分，對兩列一階差分?jǐn)?shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表5和圖2所示。

表5 老年撫養(yǎng)比與最終消費率的格蘭杰因果檢驗結(jié)果

圖2 老年撫養(yǎng)比和儲蓄率的一階差分圖

因此，原假設(shè)“最終消費量的一階差分不是老年撫養(yǎng)比一階差分變化的原因”被接受，原假設(shè)“老年撫養(yǎng)比的一階差分不是最終消費量一階差分變化的原因”被拒絕?？梢?，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的變化引起了最終消費需求的變化。

三、遼寧省人口轉(zhuǎn)變的儲蓄效應(yīng)

儲蓄率是影響一個國家經(jīng)濟增長的重要經(jīng)濟因素。一個國家或地區(qū)儲蓄率的高低又受到許多因素的影響。根據(jù)凱恩斯理論，儲蓄和消費主要受到收入的影響，隨著收入水平提高，邊際消費傾向不斷下降，而邊際儲蓄傾向不斷提高。當(dāng)人均國民收入很低時，人民生活處于生存水平，用于儲蓄的部分很少。但是，隨著收入水平提高，國民儲蓄率并不一定就同步提高。如果邊際消費傾向并沒有隨收入提高而下降，反而隨收入增加而增加，那么國民儲蓄會隨著收入水平不斷下降而下降。這里再次使用Leff模型對遼寧省人口撫養(yǎng)比對儲蓄率的影響進行驗證。儲蓄率為每年的資本形成總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比，數(shù)據(jù)來源于《新中國統(tǒng)計五十年》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

本文使用的模型為

lnS/Y=α0+α1lnY/N+α2lnd1+

α3lnd2+α4lng+ε

(10)

式中：S/Y——儲蓄率；

Y/N——人均國內(nèi)生產(chǎn)總值；

d1——少兒撫養(yǎng)比；

d2——老年撫養(yǎng)比；

g——經(jīng)濟增長率。

本文使用的儲蓄率等于資本形成總額占GDP的百分比。使用Eviews軟件，利用最小二乘法得到的結(jié)果為

lnS/Y= 3.51+0.003 2lnY/N-0.893 2lnd1-

0.445 3lnd2+0.284 9lng

(11)

t=(1.454 0) (0.030 7) (-2.415 0) (-0.647 9)(4.435 9)

p=(0.163 2) (0.975 8) (0.026 6) (0.525 2) (0.000 3)

R2=0.777 S.E.=0.125

F=15.683(p=0.000 01)

從檢驗結(jié)果可以看出，經(jīng)濟增長率這一變量的t統(tǒng)計結(jié)果非常顯著，達到1%顯著水平，表明經(jīng)濟增長率對遼寧省儲蓄率的變化有很重要的影響，經(jīng)濟增長率每上升1%，儲蓄率將提高約0.28%。少兒撫養(yǎng)比的t統(tǒng)計量達到5%的顯著性水平，可以拒絕零假設(shè)，樣本值與假設(shè)值不同的概率不超過5%，表明少兒撫養(yǎng)比每上升1%，儲蓄率將下降0.89%。但老年撫養(yǎng)比的t統(tǒng)計量并不顯著，只表明老年撫養(yǎng)比的上升將引起儲蓄率下降，下降的程度是不確定的。方程的R2值達到0.777，說明方程擬合得較好，F(xiàn)統(tǒng)計量為15.683，可以拒絕原假設(shè)，說明至少有一個解釋變量的回歸系數(shù)不為零。

上述結(jié)論還依賴于殘差的單位根檢驗結(jié)果。對方程的殘差進行ADF單位根檢驗，在沒有截距項和趨勢項的情況下，ADF檢驗統(tǒng)計量為-2.443 3，而5%和10%的Dickey-Fuller臨界值分別為-1.958 3、-1.624 2，因此，可以拒絕殘差存在單位根的原假設(shè)。這說明上述回歸并不是偽回歸，儲蓄率、少兒撫養(yǎng)比、老年撫養(yǎng)比、經(jīng)濟增長率和人均收入的對數(shù)值之間存在協(xié)整關(guān)系，這幾個變量之間存在一種長期均衡關(guān)系。

上述協(xié)整回歸結(jié)果只是反映了幾個變量之間的長期均衡關(guān)系。但通過誤差修正模型(ECM)，可以進一步了解這些變量之間的短期相互影響和協(xié)整經(jīng)濟變量之間由非均衡狀態(tài)向均衡狀態(tài)調(diào)整的動態(tài)過程。由于在原方程中少兒撫養(yǎng)比和經(jīng)濟增長率兩個變量對居民儲蓄率影響較為顯著，因此，再次調(diào)整模型，只包含變量S/Y、少兒撫養(yǎng)比d1、經(jīng)濟增長率g，調(diào)整后的模型為

lnS/Y=c+lnd1+lng+ε

(12)

得到估計方程

lnS/Y=1.487 7-0.592 7lnd1+0.263 3lng

(13)

t=(4.701 7) (-6.495 2) (4.956 1)

p=(0.000 1) (0.000 0) (0.000 1)

R2=0.768 1F=33.137 8(p=0.000 0)

以殘差不存在自相關(guān)為標(biāo)準(zhǔn)選擇各滯后階數(shù)后，得到ECM(誤差修正模型)為

ΔlnS/Yt= -0.008 9-1.122 9Δlnd1+3.725 7Δlng+

0.369 4Ecmt-1

(14)

t=(-0.392 7) (-3.744 7) (3.501 9) (2.025 6)

R2=0.568 1F=7.89

ECM回歸結(jié)果表明，實際居民儲蓄的短期波動分為3個來源：一個來源是經(jīng)濟增長率的短期波動，這是引起儲蓄波動的主要來源；一個是少兒撫養(yǎng)比的短期變化，但它對經(jīng)濟波動的影響較小，并且它對居民儲蓄率的影響是負(fù)的影響；另一個來源是由于經(jīng)濟變量對長期均衡狀態(tài)的偏離(Ecmt-1)所致，但經(jīng)濟會以0.369 4的速度向均衡狀態(tài)調(diào)整。

四、研究結(jié)論

從前面的計量分析和統(tǒng)計檢驗結(jié)果可以看出，遼寧省人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對遼寧省的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了重要影響。無論是消費效應(yīng)還是儲蓄效應(yīng)，少兒撫養(yǎng)比的影響都比較顯著，而老年撫養(yǎng)比的變化對于消費和儲蓄的影響是不確定的、模糊的。遼寧省自1996年進入老齡化社會以來，老年人口的增加并未對經(jīng)濟發(fā)展造成大的沖擊和影響，反而是計劃生育政策的實行導(dǎo)致少年兒童人口數(shù)量的下降引起消費的同方向變化和儲蓄的反方向變化。在考察期內(nèi)，儲蓄率的變化是呈N型上升的，儲蓄率的增長速度目前也呈上升趨勢，老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的增加并未強烈改變這種趨勢。而根據(jù)第二人口紅利理論，如果勞動力人口數(shù)量逐漸下降的過程中伴隨著社會總資本的增加，一個經(jīng)濟體將會出現(xiàn)勞均資本上升的情況，從而實現(xiàn)第二人口紅利。

還應(yīng)引起注意的另一個現(xiàn)象是，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)的變化對于遼寧省經(jīng)濟發(fā)展的影響是顯著而確定的，人們文化教育意識的提高為經(jīng)濟發(fā)展蓄積了堅實的人力資本。如果改變目前的計劃生育政策，放寬對出生人口的限制，將導(dǎo)致家庭對每一個少兒進行文化教育的消費支出下降，同時也將引起儲蓄率的下降。過多人口還將對地區(qū)的環(huán)境人口承載力提出挑戰(zhàn)，資源能源和空間都制約和限制著人口的過度繁育。

五、政策建議

世界上許多發(fā)達國家已經(jīng)進入人口老齡化時期，我國與這些國家顯著的區(qū)別就是老齡化速度較快，并且人口基數(shù)大。老齡化的來臨，不僅僅使個體家庭成員在享受天倫之樂的同時，亦要承受更多經(jīng)濟和精神的壓力，更是對國家就業(yè)、醫(yī)療健康、公共設(shè)施、養(yǎng)老等體系的嚴(yán)峻考驗。

由此，我國的計劃生育政策不能輕易改變和動搖，放松甚至取消計劃生育政策未必能夠解決勞動力短缺問題，卻有可能導(dǎo)致地區(qū)環(huán)境人口承載力下降、生態(tài)環(huán)境惡化的結(jié)果。目前，我國雖然已經(jīng)進入低生育水平國家的行列，但由于人口基數(shù)大，人口低增長率與高增長量將長期并存。未來十幾年，我國人口總量仍將保持持續(xù)增長的態(tài)勢[8]。

另外，完善社會保障制度，為老年人就業(yè)和生活提供保障也是應(yīng)對老齡化的重要舉措[9]。2000年我國農(nóng)村人口老齡化水平為10.9%，比城鎮(zhèn)人口老齡化水平高1.24%，加快發(fā)展、完善我國老年社會保障事業(yè)，尤其是建立健全較為落后的農(nóng)村社會保障制度(包括養(yǎng)老保障制度和醫(yī)療保障制度)迫在眉睫。

發(fā)展老齡產(chǎn)業(yè)，使老齡消費成為經(jīng)濟增長的新領(lǐng)域，也能有效緩解老齡化對經(jīng)濟造成的沖擊[10]。老齡產(chǎn)業(yè)一是衛(wèi)生保健服務(wù)業(yè)；二是家政服務(wù)業(yè)；三是日常用品制造業(yè)，如老人交通工具制造等；四是人壽保險業(yè)；五是旅游、娛樂業(yè)；六是房地產(chǎn)業(yè)(如老年公寓)等；七是老年教育產(chǎn)業(yè)；八是咨詢服務(wù)業(yè)。政府可以制定和完善扶持老齡產(chǎn)業(yè)發(fā)展的法律法規(guī)和優(yōu)惠政策，完善養(yǎng)老保障制度，提高老齡人口的購買力。老齡產(chǎn)業(yè)和老年服務(wù)機構(gòu)也要生產(chǎn)和提供適合老年人的產(chǎn)品和專業(yè)化服務(wù)。

總之，面對人口轉(zhuǎn)變導(dǎo)致的人口老齡化趨勢，我們既不能輕視，任人口增長隨意發(fā)展，也不能視如猛虎下山，如臨大敵。建立完善合理的社會保障制度，出臺相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)扶持政策，可以使遼寧省乃至全國順利地度過人口發(fā)展的老齡化階段，保持一個平穩(wěn)而均衡的人口年齡結(jié)構(gòu)。

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