中國人口老齡化的區(qū)域差異研究
——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

孫 蕾，王亦聞，門長悅

根據(jù)1956年聯(lián)合國報告《人口老齡化及其社會經(jīng)濟后果》中確定的劃分標(biāo)準(zhǔn)，中國從2000年就已步入老年型人口國家的行列。2010年全國第六次人口普查結(jié)果顯示，65歲及以上年齡人口占總?cè)丝诘谋壤秊?．9%，高于同期世界人口的平均水平，老年人口總量約占全世界老年人口總量的五分之一，是世界上老年人口數(shù)量最多的國家。根據(jù)聯(lián)合國人口開發(fā)署預(yù)測，中國老年人口數(shù)量將加速增長，到2050年達到約3．34億，中國仍是世界范圍內(nèi)老年人口數(shù)量的第一大國?？梢?，研究和解決我國的老齡化問題已經(jīng)刻不容緩。

一、文獻綜述

既有研究主要關(guān)注人口老齡化對經(jīng)濟發(fā)展等方面產(chǎn)生的影響，即把老齡化當(dāng)做“因”，經(jīng)濟發(fā)展當(dāng)做“果”，而本文則從相反的角度——影響老齡化的因素進行考量。關(guān)于這方面的文章，從人口學(xué)角度出發(fā)的較多。原新和劉士杰［1］通過假設(shè)模擬方法，再現(xiàn)了1982-2007年的人口老齡化進程，由此考察了生育率下降、平均預(yù)期壽命延長和人口慣性作用這三個人口學(xué)變量對人口老齡化水平升高的貢獻率，并提出我國的老齡化進程將會加快，人口老齡化程度將會提高。劉昌平等［2］基于第五次人口普查資料，通過建立人口預(yù)測模型和人口遷移模型，分析鄉(xiāng)城人口遷移對我國城鄉(xiāng)人口老齡化的影響，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)城遷移一方面緩解了城鎮(zhèn)人口老齡化程度，為中國城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險制度帶來大量的“養(yǎng)老金紅利”；另一方面也導(dǎo)致農(nóng)村人口老齡化加快，進一步加速農(nóng)村傳統(tǒng)養(yǎng)老保障功能的弱化。方豐等［3］以廣東省為例，分別計算包含流動人口和不含流動人口時的老年人口占比，發(fā)現(xiàn)人口流動減慢了廣東省人口老齡化的速度，使其人口老齡化水平低于其他沿海發(fā)達地區(qū)，且廣東省內(nèi)流動人口的分布差異，是人口老齡化存在地區(qū)差異的主要影響因素。鄒湘江和吳丹［4］通過建立人口老齡化速度模型也發(fā)現(xiàn)，青壯年人口由農(nóng)村向城市遷移這一過程將加重我國農(nóng)村人口的老齡化問題，使農(nóng)村地區(qū)的養(yǎng)老問題面臨更大的挑戰(zhàn)。

而經(jīng)濟因素對老齡化的影響方面，較少涉及復(fù)雜的面板數(shù)據(jù)模型。孫蕾［5］利用臺灣“主計處”23個縣市1998-2008年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，研究發(fā)現(xiàn)全臺灣各縣市人口老齡化程度有顯著差異，深受產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度、出生及死亡情況、人口遷移等因素的影響。除此之外，對中國大陸的研究多采用描述性統(tǒng)計和回歸模型進行定量分析。如陳仁愛等［6］選取1995-2008年我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、政府和社會衛(wèi)生支出、城鎮(zhèn)基本養(yǎng)老保險人數(shù)、城鎮(zhèn)登記失業(yè)人數(shù)和人口密度五個指標(biāo)，建立對人口老齡化比重的多元線性回歸，模型顯示，政府和社會衛(wèi)生支出、以及人口密度對老齡化的影響比較顯著，而人均國內(nèi)生產(chǎn)總值對老齡化的影響不顯著。

關(guān)于我國人口老齡化存在區(qū)域性差異，學(xué)者的觀點較為一致。李秀麗和王良?。?］采用標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)、變差系數(shù)等方法，對我國人口老齡化的區(qū)域差異進行定量分析，發(fā)現(xiàn)老齡化水平在東、中、西部逐漸上升，呈現(xiàn)階梯狀分布，總體上省際間差異（尤其是中西部省際間差異）有擴大的趨勢。王志寶等［8］通過對各省老齡化程度和地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的描述性統(tǒng)計、簡單相關(guān)和回歸模型，從多角度總結(jié)了老齡化存在區(qū)域差異的特征，得出結(jié)論：沿海地區(qū)比中西部早10年進入老齡化社會，沿海地區(qū)的老齡人口規(guī)模大且增速快，總體上一直高于中西部地區(qū)；發(fā)達省區(qū)人口老齡化水平領(lǐng)先于全國，老齡化由沿海地區(qū)向中西部擴張，老齡化較高的省區(qū)主要集中于華北、華中和成渝。

人口老齡化是社會經(jīng)濟發(fā)展到一定程度后不可避免的一個問題，許多西方發(fā)達國家已經(jīng)步入了老齡化社會。然而我國目前尚屬于發(fā)展中國家之列，教育、醫(yī)療、養(yǎng)老保障等社會福利與發(fā)達國家相比仍存在較大差距，在經(jīng)濟還不夠發(fā)達的情形下就迎來了人口老齡化，因此考察影響我國人口老齡化水平的各類因素顯得尤為必要。

二、計量模型

人口老齡化反映了人口年齡結(jié)構(gòu)的問題，其影響因素除了人口自然增長和遷移等人口學(xué)因素外，還有社會學(xué)和經(jīng)濟學(xué)因素。因此本文選取老少比為因變量，人口自然增長率、人口凈遷移率、人均GDP和農(nóng)業(yè)就業(yè)者比例為自變量，對中國大陸1990年、2000年和2010年的省級面板數(shù)據(jù)，就人口老齡化的影響因素進行實證分析①由于遷移數(shù)據(jù)難以獲得，我們只能根據(jù)人口普查資料進行整理計算，故本文只對各省份1990年、2000年和2010年的數(shù)據(jù)建模。。由于所用面板數(shù)據(jù)的截面較多，時間跨度較短，故省略了單位根檢驗［9］。

計量模型如下：

其中agingindeχ為老少比，又稱老齡化指數(shù)，是反映人口老齡化程度及人口年齡結(jié)構(gòu)的綜合指標(biāo)；growthrate表示人口自然增長率，反映人口自然增長的趨勢和程度；socialgr為某一省份的人口凈遷移率，等于該地區(qū)的人口遷入率減去遷出率；gdp為人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)達程度；agriculture為農(nóng)業(yè)就業(yè)者比例，反映當(dāng)?shù)氐漠a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況；δi為第i個省份的固定效應(yīng)效果；uit為隨機誤差；i表示省份，t表示年份。具體的變量說明詳見表1。

表1 變量名稱及說明

對于上面的模型，首先利用F統(tǒng)計量檢驗應(yīng)建立混合回歸模型（Pooled Regression Model）還是面板數(shù)據(jù)模型（Panel Data Model），原假設(shè)與備擇假設(shè)如下：

H0：不同個體的截距項αi都相同。

H1：不同個體的截距項αi不同。

H0和H1分別代表總體模型為混合回歸模型和面板數(shù)據(jù)模型。

F統(tǒng)計量定義為：

其中，SSEr和SSEu分別表示混合回歸模型的殘差平方和以及個體固定效應(yīng)回歸模型的殘差平方和，n為截面?zhèn)€數(shù)即省份數(shù)，T為年份數(shù)，k為自變量的個數(shù)。若F統(tǒng)計量的值較大，應(yīng)拒絕原假設(shè)，得出建立面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)論；若F統(tǒng)計量的值較小，則認(rèn)為總體應(yīng)建立混合回歸模型。

其次，利用Hausman檢驗應(yīng)建立個體隨機效應(yīng)（Random Effect）模型還是固定效應(yīng)（Fixed Effect）模型，原假設(shè)為真實模型是隨機效應(yīng)模型，備擇假設(shè)為真實模型是固定效應(yīng)模型。Hausman統(tǒng)計量定義為：

其中，?βRE和?βFE分別表示隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的估計參數(shù)，Var（?βRE）和Var（?βFE）分別表示隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型的方差。該檢驗統(tǒng)計量近似服從自由度為k的χ2分布，k為自變量的個數(shù)。

如果總體模型是個體隨機效應(yīng)模型，?βRE和?βFE都是一致估計量，二者差異應(yīng)該很小，H統(tǒng)計量的值也應(yīng)該較??；反之，二者差異應(yīng)該較大。因此，如果兩個模型估計結(jié)果差異較小，說明可以建立隨機效應(yīng)模型；如果兩個模型估計結(jié)果相差大，應(yīng)該建立固定效應(yīng)模型。

三、數(shù)據(jù)描述和分析

（一）數(shù)據(jù)來源與說明

中國大陸30個省級行政單位（港澳臺和重慶除外）的人口和經(jīng)濟的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒（1991，2001，2011）》，以及第四次（1990年）、第五次（2000年）、第六次（2010年）全國人口普查資料。1990年各省份人口自然增長率來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒（2011）》。老少比、凈遷移率、人均GDP、農(nóng)業(yè)就業(yè)者比例通過計算整理得到。需要特別說明的是人口凈遷移率中各省份遷入人口數(shù)與遷出人口數(shù)的計算方法。舉例來說，北京的遷出人口是由原住地為北京，而現(xiàn)住地為非北京的各省人口加總得到；北京的遷入人口是由現(xiàn)住地為北京，而原住地為非北京的各省人口加總得到。

（二）人口老齡化現(xiàn)狀

表2、表3和表4分別為1990年、2000年和2010年各省級行政單位老少比及其影響因素的描述性統(tǒng)計。從老少比這一指標(biāo)來看，1990-2010年間呈現(xiàn)增長趨勢。根據(jù)聯(lián)合國確立的老年型人口年齡結(jié)構(gòu)國家的標(biāo)準(zhǔn)，老少比在15%以下，為年輕型人口；老少比在15%-30%，為成年型人口；老少比在30%以上，為老年型人口，中國的人口年齡結(jié)構(gòu)已經(jīng)從1990年的年輕型人口逐漸過渡到如今的老年型人口。由表2-表4可知，1990年、2000年和2010年人均GDP最高的都是上海，分別為6107元、34547元和76074元；老少比處于全國最高水平的也是上海，分別為 51．46%、94．61%和 117．33%。2010年凈遷移率的最大值為2．15%，對應(yīng)的地區(qū)為上海市，說明上海的凈遷入人口最多。同時，1990年和2010年農(nóng)業(yè)就業(yè)者比例的最小值分別為5．84%和1．48%，對應(yīng)的地區(qū)也恰好為上海市?？梢?，地區(qū)經(jīng)濟水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口自然增長和遷移因素都對人口老齡化有一定程度的影響。

表2 1990年各省份老少比及影響因素的描述統(tǒng)計

表3 2000年各省份老少比及影響因素的描述統(tǒng)計

表4 2010年各省份老少比及影響因素的描述統(tǒng)計

全國老少比的平均值在二十年間增幅較大，老少比的全距由1990年的41．48%增至2000年的80．19%和2010年的96．43%，呈逐步擴大趨勢。另外，從變異系數(shù)來看，1990年、2000年和2010年老少比的離散程度都低于人均GDP，說明全國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異要比年齡結(jié)構(gòu)的差異略大一些。

1．1990年各省份老齡化狀況

表5給出了1990年、2000年和2010年各省份老齡化程度的具體分布。由表5，1990年老少比小于15%（即處于年輕型人口結(jié)構(gòu)）、老齡化程度較輕的省份有 8個：青海（9．98%）、寧夏（10．40%）、新疆（11．82%）、西藏（13．01%）、內(nèi)蒙古（14．09%）、貴州（14．11%）、黑龍江（14．20%）和甘肅（14．52%）。而大多數(shù)省份處于成年型人口結(jié)構(gòu)，共有20個：云南（15．48%）、江西（16．02%）、福建（16．12%）、廣西（16．22%）、海南（16．34%）、吉林（17．28%）、陜西（17．84%）、安徽（19．04%）、山西（19．14%）、湖北（19．33%）、廣東（19．82%）、河南（19．92%）、河北（20．01%）、湖南（20．01%）、山東（23．31%）、遼寧（24．47%）、四川（24．64%）、天津（28．47%）、江蘇（28．60%）和浙江（29．32%）。這20個省份又可以進一步細(xì)分為兩類：一類為“近年輕型”地區(qū)，即老少比數(shù)值接近15%的省份，有云南、江西、福建、廣西、海南、吉林、陜西、安徽、山西、湖北、廣東、河南，其老少比數(shù)值均在20%以下。另一類為“近老年型”地區(qū)，老少比已經(jīng)接近30%，有湖南、河北、山東、遼寧、四川、天津、江蘇、浙江，特別是天津、江蘇和浙江，已經(jīng)顯示出即將邁入老年型人口結(jié)構(gòu)的趨勢。只有極少數(shù)地區(qū)在1990年就屬于老年型人口結(jié)構(gòu)，即北京（31．49%）和上海（51．46%）兩個直轄市。其中上海的人口年齡結(jié)構(gòu)早在1979年就進入了老年型，而北京1990年才剛剛邁入老年型。

2．2000年各省份老齡化狀況

2000年與1990年相比，全國人口結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變化。老少比在15%以下的省份由1990年的八個銳減為一個，而全國唯一仍處于年輕型人口結(jié)構(gòu)的西藏，其老少比也已達到14．42%，即將進入成年型結(jié)構(gòu)。處于成年型人口結(jié)構(gòu)的省份仍然最多，但只有寧夏（15．70%）、青海（16．26%）、新疆（16．59%）、甘肅（18．52%）和貴州（19．12%）五個省份的老少比小于20%。盡管這些省份的老少比也有一定幅度的增長，但是幅度不是非常大。而成年型人口結(jié)構(gòu)中老少比超過20%的有13個省份：云南（23．06%）、江西（23．50%）、陜西（23．71%）、海南（23．95%）、山西（24．03%）、廣東（25．03%）、內(nèi)蒙古（25．14%）、河南（26．83%）、廣西（27．13%）、湖北（27．59%）、福建（28．42%）、黑龍江（28．68%）和安徽（29．19%）。其中，福建、黑龍江、安徽三省的老齡化程度相對來說較為嚴(yán)重。2000年進入老年型人口結(jié)構(gòu)的省份個數(shù)也有了大幅度的增加，除了1990年老少比就已經(jīng)大于30%的北京、上海以外，1990年處于“近老年型”人口結(jié)構(gòu)的八個省份整體“平移”到了老年型人口結(jié)構(gòu)的位置，而吉林的老齡化進程發(fā)展更為迅速，其人口結(jié)構(gòu)已由“近年輕型”直接邁入老年型，可見我國部分地區(qū)人口老齡化的進程正以較快的增速發(fā)展。

表5 老齡化程度的地區(qū)分布

3．2010年各省份老齡化狀況

從表5可以看到，2010年我國已沒有處于“年輕型”人口結(jié)構(gòu)的省份，2000年尚處于該結(jié)構(gòu)的西藏，2010年老少比為20．90%，進入了成年型人口結(jié)構(gòu)，雖然新疆（29．80%）和寧夏（29．84%）仍未進入老年型人口結(jié)構(gòu)，但老少比也都超過了29%，接近臨界值。因此從老少比這一指標(biāo)來看，2010年我國已基本全面步入老齡化社會，且各省具有老少比數(shù)值全距大、多地高度老齡化的特點。其中，上海和北京的老少比甚至超過100%，最高的老少比出現(xiàn)在上海，已高達117．33%，與老少比最低的西藏相差96．43%。同年有11個省份的老少比大于60%，他們是：上海（117．33%）、北京（101．24%）、遼寧（90．24%）、天津（86．97%）、江蘇（83．75%）、浙江（70．69%）、吉林（69．93%）、黑龍江（69．61%）、湖北（65．35%）、四川（64．55%）和山東（62．56%）。

由上述分析可知，在1990-2010年間，我國總體老齡化程度變化較大，且各省份的老少比都呈現(xiàn)上升趨勢，但上升的幅度有較大差別，增速也有一定差異。

（三）影響因素分析

很多經(jīng)典研究都在探尋引起老齡化區(qū)域差異的原因。袁俊等［10］從時空角度描述中國農(nóng)村人口老齡化的分異特征，得出農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平、勞動力文化教育程度的差異是影響人口老齡化程度差異的主要因素。陳明華和郝國彩［11］測算了1995-2011年中國人口老齡化的地區(qū)差異，研究結(jié)論表明，人均GDP、出生率是影響我國人口老齡化的最重要的兩大因素；死亡率對全國層面老齡化反向影響效果顯著，城市化率對中、西部層面老齡化正向影響較大。結(jié)合經(jīng)驗研究，我們認(rèn)為，對人口老齡化的影響主要來源于三個方面，經(jīng)濟因素、人口自然增長因素和遷移因素。

1．經(jīng)濟因素

1990-2010年間，青海、寧夏、新疆、西藏、貴州、甘肅等省份的老少比始終處于全國最低水平，老齡化程度最輕。通過比較各省的相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，這些地區(qū)多為我國經(jīng)濟發(fā)展比較落后的省份，沒有發(fā)達的第二、第三產(chǎn)業(yè)。如2010年，青海、寧夏、新疆、西藏、貴州、甘肅的人均 GDP分別為24115元、26860元、25034元、17319元、13119元和16113元，基本都在13000-27000元左右，處于同年全國各省份的較低水平。經(jīng)濟落后導(dǎo)致老年保障不完善，老年人口壽命較短，因此數(shù)量偏少。

上海、北京和天津由于其特殊的“身份”，各種政策能夠高效迅速落實，經(jīng)濟快速發(fā)展，其2010年的人均GDP分別為76074元、73856元和72994元，位列全國前三位。經(jīng)濟發(fā)展有效促進了醫(yī)療、飲食、居住以及各方面不斷完善，從而人口平均壽命延長。

沿海經(jīng)濟發(fā)達的江蘇和浙江兩省，貿(mào)易量大、經(jīng)濟發(fā)展迅速。有數(shù)據(jù)表明，2010年江蘇和浙江的人均GDP分別高達52840元和51711元，位列全國的第四位和第五位。此外，兩省公共健康、社會養(yǎng)老事業(yè)的發(fā)展和教育文化水平的提高，有助于延長老年人的平均壽命。

2．人口自然增長因素

青海、寧夏、新疆、西藏等省份的老齡化程度最輕，也源于這些地區(qū)多為少數(shù)民族密集區(qū)，可以享受計劃生育優(yōu)惠政策，連年保持了較高的人口出生率。其自然增長率在1990-2010年間都處于較高水平。舉例來說，新疆的自然增長率在1990年、2000年和2010年分別為 18．62‰、12．17‰和 10．56‰，西藏的自然增長率分別為 16．43‰、12．90‰和10．25‰，寧夏的自然增長率分別18．82‰、11．92‰和9．04‰。而同年全國各省份的自然增長率最大值分別為18．82‰、13．10‰和10．56‰。可見人口自然增長率越高，老少比數(shù)值在一定程度上越低。

上海、北京和天津是我國實施計劃生育政策的典范，出生率低在一定程度上導(dǎo)致了高老少比。此外，上海、北京和天津的生活成本普遍很高，房價高、教育消費高、生活節(jié)奏快都導(dǎo)致青年人的壓力增加。在這種情況下，即便沒有計劃生育政策，生育率也會降低。目前上海的人口出生率已達到非常低的水平。2000年上海、北京、天津的人口出生率分別為5．30‰、6．20‰和 7．72‰，是全國最低的三個省市；而2010年出生率分別為 7．05‰、7．48‰和 8．18‰，也是全國倒數(shù)第二、第四和第六位。而上海、北京、天津的自然增長率也處于同年較低水平，上海在2000年甚至出現(xiàn)自然增長率為負(fù)的情況。具體來說，北京的自然增長率在1990年、2000年和2010年分別為7．20‰、0．90‰和 3．07‰，上海的自然增長率分別為 3．67‰、-1．90‰和 1．98‰，天津的自然增長率分別為 9．83‰、1．55‰和 2．60‰。而同年全國各省份的自然增長率最小值分別為3．67‰、-1．90‰和 0．42‰。

東北老工業(yè)基地黑龍江、吉林和遼寧三省對計劃生育政策的控制和實施也較為嚴(yán)格，導(dǎo)致0-14歲的人口絕對數(shù)量銳減，分別從2000年的697萬人、517萬人和749萬人降至2010年的458萬人、329萬人和500萬人。而這三個省份65歲以上的人口絕對數(shù)持續(xù)增長，因而老少比逐年增加。三個省份的自然增長率在2010年分別為2．32‰、2．03‰、0．42‰，均處于全國較低水平。

3．遷移因素

2010年老少比處于較高水平的省份有上海、北京、遼寧、天津、江蘇、浙江、吉林、黑龍江、湖北和四川。其中排在前三位的上海、北京和遼寧，其老少比分別為117．33%、101．24%和90．24%。通過凈遷移率這一指標(biāo)我們發(fā)現(xiàn)，上述10個省份中，吉林、黑龍江、湖北、四川的凈遷移率為負(fù)數(shù)，即人口的遷出大于遷入；而上海、北京、遼寧、天津、江蘇、浙江這六個省份為正數(shù)，即人口的遷入大于遷出。

一方面老年人的大量遷入加劇了發(fā)達城市的老齡化進程。在考察北京市人口增長狀況時，我們發(fā)現(xiàn)，2005年北京60歲以上人口中，外來人口的比重高達21%。而1990年和2000年，大城市外來老年人的比重只有3%-4%。外來老年人的迅速增加發(fā)生在2000-2005年間，離退休人員的遷入造成北京人口結(jié)構(gòu)的特殊性，大大加快了其老齡化的進程。

另一方面青年人的大量遷出加劇了不發(fā)達省份的老齡化進程。如黑龍江、四川和湖北等省份的老少比高于全國平均水平，其2000年的凈遷移率分別為 -0．17%、-0．44%和 -0．27%，而在 2010年則分別為 -0．30%、-0．48%和-0．52%?？梢娺@些省份的凈遷移率均為負(fù)值，即人口的遷出大于遷入。青壯年大量遷出打工，留在當(dāng)?shù)氐亩酁槔夏耆?，?dǎo)致了這些省份有較高的老少比。

綜上所述，全國各省份的老齡化程度受到人口自然增長、遷移和經(jīng)濟因素等不同程度的影響。

四、實證結(jié)果

采用F統(tǒng)計量檢驗應(yīng)該建立混合回歸模型還是面板數(shù)據(jù)模型，本文中n＝30，T＝3，k＝4。利用公式（1）計算 F統(tǒng)計量的值，為 F＝7．5063＞F0．01（29，56）＝2．0653．因此拒絕原假設(shè)，說明應(yīng)建立面板數(shù)據(jù)模型。

接下來運用Hausman檢驗應(yīng)建立個體隨機效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型，利用公式（2）計算的結(jié)果為H＝41．4522（p＝0．0000），故拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)建立固定效應(yīng)模型，即人口老齡化程度在不同地區(qū)之間存在顯著的固有差異。

固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果如表6所示。調(diào)整R2為0．9126，F(xiàn)統(tǒng)計量的值為28．8485（p＝0．0000），說明回歸方程設(shè)定合理，模型的擬合度較高。人口自然增長率的回歸系數(shù)為-8．8633，在1%的水平上顯著，表明自然增長率的降低，將帶來人口老少比的上升。本世紀(jì)初，我國進入了低出生、低死亡、低增長的“三低”人口增長模式。根據(jù)2010年世界人口數(shù)據(jù)表（2010 World Population Data Sheet），2010年世界人口的自然增長率為12‰；同年我國的自然增長率僅為4．79‰，相差7．21個千分點，遠低于發(fā)展中國家的14‰水平，但高于發(fā)達國家1‰的自然增長率，印證了目前我國人口結(jié)構(gòu)的特殊性——既與發(fā)達國家有很大不同，也與發(fā)展中國家存在一定差異。

表6 固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

凈遷移率的回歸系數(shù)為-2．7502，在10%的水平上顯著，表明凈遷入人口越高的地區(qū)，老齡化程度相對越低。平均來看，凈遷移率每升高一個百分點，人口老少比將降低2．7502個百分點。由于相對而言，老年人口的遷移難度較大，不易實現(xiàn)，遷入某一地區(qū)的人群多以年輕人為主，因此凈遷入率高的地區(qū)，老齡化問題會得到緩解。這一回歸結(jié)果也與我國城鄉(xiāng)人口老齡化水平的差異性相符。農(nóng)村地區(qū)大量青壯年勞動力越來越多地進入城市工作和生活，使得留在農(nóng)村的多數(shù)為老年人口，造成了農(nóng)村地區(qū)相對于城鎮(zhèn)地區(qū)老齡化程度更高的局面，農(nóng)村老年人口的養(yǎng)老問題更應(yīng)引起社會關(guān)注。

人均GDP的回歸系數(shù)為8．60×10-6，在1%的水平上顯著，表明人均GDP每增加10000元，老少比將上升8．60個百分點，人均GDP對老齡化程度有顯著的正向影響。這也與我國老齡化水平在東、中、西部基本呈現(xiàn)階梯型遞減分布這一現(xiàn)象相符。從世界范圍內(nèi)來看，自1865年法國成為世界上首個老年型國家，西方許多發(fā)達國家陸續(xù)進入老年型社會，老齡化是經(jīng)濟發(fā)展的必然結(jié)果。在改革開放以來經(jīng)濟快速發(fā)展的背景下，我國人口老齡化問題也逐步凸顯。但由于我國是在未成為發(fā)達國家之前就已進入了老齡化社會，處理好老齡化和經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系就更為必要。

農(nóng)業(yè)就業(yè)者比例對老齡化的影響不顯著。目前老齡化如何影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的研究較多，如陶娜和劉柏霞［12］對遼寧人口的老齡化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整展開研究，得出了人口老齡化會加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的結(jié)論。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否會影響老齡化水平的問題較復(fù)雜，相關(guān)的實證研究幾乎找不到。楊中新等［13］認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷對人口老齡化的影響是間接的，即這種變遷由于各區(qū)域自有資源環(huán)境的不同，存在區(qū)域間差異，使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷對各省區(qū)人口結(jié)構(gòu)特別是就業(yè)結(jié)構(gòu)的影響有比較大的差別，進一步由人口遷移帶動各區(qū)域的人口結(jié)構(gòu)變化，影響老齡化水平。而顯著性不理想，可能是由于上述間接作用的原因。

五、結(jié)論與政策含義

本文通過建立面板數(shù)據(jù)模型，對我國30個省份（重慶除外）1990年、2000年和2010年的人口老齡化程度、自然增長率、人口遷移情況、經(jīng)濟發(fā)展水平等指標(biāo)展開實證分析，得出以下結(jié)論。第一，人口自然增長率對人口老齡化的影響為負(fù)，自然增長率降低會加重老齡化程度；第二，凈遷移率對人口老齡化的影響為負(fù)，凈遷入人口越高的地區(qū)，老齡化程度越輕；第三，經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，老齡化程度越高，人口老齡化是經(jīng)濟發(fā)展的必然產(chǎn)物。

我國的人口老齡化現(xiàn)狀及其帶來的勞動力供應(yīng)不足、人口紅利減少等問題，不利于經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展，亟需引起重視。針對這一現(xiàn)狀，作者提出以下幾點建議：

首先，在堅持計劃生育基本國策不變的前提下，有必要對我國的生育政策進行調(diào)整和完善。2013年11月15日“單獨兩孩”政策在國家層面正式啟動，理論上有利于短期內(nèi)提高出生率。但在政策實施過程中，應(yīng)根據(jù)各省的實際人口形勢制定細(xì)則，避免產(chǎn)生人口激增的現(xiàn)象。

其次，在青壯年人口遷出較多的地區(qū)，尤其是農(nóng)村地區(qū)，各級鄉(xiāng)鎮(zhèn)部門應(yīng)特別關(guān)注獨居老人的生活現(xiàn)狀，積極幫助解決獨居老人的養(yǎng)老問題。在社區(qū)設(shè)立或改善老年活動中心、醫(yī)療服務(wù)中心，豐富老年人的日常生活，方便老年人就近就醫(yī)。不斷完善現(xiàn)有的養(yǎng)老金制度和社會福利體系，從物質(zhì)和精神兩方面為老年人提供良好的養(yǎng)老環(huán)境，真正實現(xiàn)老有所養(yǎng)、老有所依。

最后，為了更好地處理人口老齡化和經(jīng)濟社會發(fā)展的關(guān)系，可以因地制宜提出新的養(yǎng)老方案，如在經(jīng)濟較發(fā)達的省市逐步推行以房養(yǎng)老政策，用“反向抵押貸款”的方式提供養(yǎng)老的經(jīng)濟來源，拓寬養(yǎng)老金籌集渠道。

［1］ 原新，劉士杰．1982-2007年我國人口老齡化原因的人口學(xué)因素分解［J］．學(xué)海，2009（4）：140-145．

［2］ 劉昌平，鄧大松，殷寶明．“鄉(xiāng)-城”人口遷移對中國城鄉(xiāng)人口老齡化及養(yǎng)老保障的影響分析［J］．經(jīng)濟評論，2008（6）：31-38．

［3］ 方豐，奉瑩，徐冬．人口流動對人口老齡化的影響——基于廣東省的實證研究［J］．西北人口，2010（2）：49-52．

［4］ 鄒湘江，吳丹．人口流動對農(nóng)村人口老齡化的影響研究——基于“五普”和“六普”數(shù)據(jù)分析［J］．人口學(xué)刊，2013（4）：70-79．

［5］ 孫蕾．臺灣人口老齡化的區(qū)域差異研究——基于各縣市面板數(shù)據(jù)的實證分析［J］．臺灣研究集刊，2012（4）：60-68．

［6］ 陳仁愛，劉婷，馮賢財，等．基于多元線性回歸模型的中國人口老齡化影響因素研究［J］．科技視界，2012（11）：3-5．

［7］ 李秀麗，王良?。覈丝诶淆g化水平的區(qū)域差異及其分解研究［J］．西北人口，2008（6）：104-111．

［8］ 王志寶，孫鐵山，李國平．近20年來中國人口老齡化的區(qū)域差異及其演化［J］．人口研究，2013（1）：66-77．

［9］ Hsiao C．Analysis of panel data［M］．Cambridge：Cambridge University Press，2003．

［10］ 袁俊，吳殿廷，吳錚爭．中國農(nóng)村人口老齡化的空間差異及其影響因素分析［J］．中國人口科學(xué)，2007（3）：41-47．

［11］ 陳明華，郝國彩．中國人口老齡化地區(qū)差異分解及影響因素研究［J］．中國人口·資源與環(huán)境，2014（4）：136-141．

［12］ 陶娜，劉柏霞．遼寧人口老齡化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的研究［J］．消費導(dǎo)刊，2008（24）：113-114．

［13］ 楊中新，鐘若愚，楊光輝．中國人口老齡化與區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整研究［M］．北京：社會科學(xué)文獻出版社，2005．