河南省人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究

宋奇成，張亞飛

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶　400054)

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河南省人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究

宋奇成，張亞飛

(重慶理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，重慶400054)

摘要：基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的理論推導(dǎo)，建立人均收入、人均物質(zhì)資本和總撫養(yǎng)比三者的計(jì)量模型，利用1987—2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整理論對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)，研究河南省人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。結(jié)果顯示：三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，在長(zhǎng)期，總撫養(yǎng)比對(duì)人均收入具有負(fù)向影響，人均物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向影響，并且總撫養(yǎng)比變化對(duì)人均收入的影響比物質(zhì)資本投入大；在短期，撫養(yǎng)比變化并未直接作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，物質(zhì)資本的投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有滯后性。

關(guān)鍵詞：人口紅利；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；總撫養(yǎng)比;協(xié)整理論

河南省作為人口大省，年齡結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變?yōu)槠涮峁┝巳丝诩t利機(jī)遇期，2013年勞動(dòng)年齡人口占總?cè)丝诘谋戎貫?3.9%，總撫養(yǎng)系數(shù)為43.2%，老年撫養(yǎng)系數(shù)為9.1%，按照國(guó)際統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，目前河南省仍處于人口紅利期。由于河南省勞動(dòng)力供給充足并且成本較低，勞動(dòng)力主要以輸出為主，年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變下產(chǎn)生的人口紅利主要被東部地區(qū)吸收，將少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)和老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)留在本地。但是近幾年隨著我國(guó)人口紅利逐漸消失，東部沿海地區(qū)出現(xiàn)勞動(dòng)力短缺和工資水平上漲，勞動(dòng)密集型制造業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)正在喪失，產(chǎn)業(yè)也逐漸由東部沿海地區(qū)向中西部轉(zhuǎn)移[1]。蔡昉在出席第九屆大河財(cái)富(中國(guó))論壇時(shí)指出，與全國(guó)相比，河南省的人口紅利延長(zhǎng)的時(shí)間可以更長(zhǎng)一些，河南省應(yīng)該抓住潛在人口紅利這一特殊機(jī)會(huì)，通過(guò)改革將人口紅利轉(zhuǎn)變?yōu)橹贫燃t利[2]。此外，2012年中原經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)也為河南省的優(yōu)勢(shì)發(fā)揮提供了很大的戰(zhàn)略機(jī)遇。因此，研究河南省人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，對(duì)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(xiàn)綜述

20世紀(jì)60年代“東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡”的出現(xiàn)使人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響成為研究熱點(diǎn)，不同的學(xué)者采用不同的方法研究人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。布魯姆(Bloom)、威廉姆森(Williamson)將勞動(dòng)年齡人口的增長(zhǎng)率納入回歸模型，認(rèn)為勞動(dòng)年齡人口變動(dòng)和人口撫養(yǎng)比下降可能為東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)了1/3[3]。蔡昉指出在1982—2000年，總撫養(yǎng)比下降推動(dòng)人均GDP增長(zhǎng)速度上升2.3個(gè)百分點(diǎn)，大約對(duì)同期人均GDP的貢獻(xiàn)達(dá)到1/4[4]。坎寧(Canning)等對(duì)我國(guó)撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化和儲(chǔ)蓄率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，認(rèn)為總撫養(yǎng)比對(duì)社會(huì)儲(chǔ)蓄影響比較顯著，撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)變化能夠解釋中國(guó)的高儲(chǔ)蓄率[5]。蔡昉通過(guò)對(duì)中國(guó)1978—1998年年均9.5%的GDP增長(zhǎng)率進(jìn)行分析得出，物質(zhì)資本增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為28%，勞動(dòng)力數(shù)量增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為28%，勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的貢獻(xiàn)率為21%，未解釋的部分占3%[6]。車(chē)士義等利用全要素生產(chǎn)函數(shù)分解了我國(guó)30年來(lái)人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，指出勞動(dòng)力數(shù)量貢獻(xiàn)占9%，勞動(dòng)力質(zhì)量貢獻(xiàn)占10.4%[7]。李魁從消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、進(jìn)出口三個(gè)方面提出了年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三條子傳導(dǎo)機(jī)制”，實(shí)證分析了年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、進(jìn)出口的影響，得出，少兒撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響在10%的水平上顯著為負(fù),對(duì)消費(fèi)率存在顯著影響；老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)儲(chǔ)蓄率的影響為正，老年贍養(yǎng)負(fù)擔(dān)對(duì)儲(chǔ)蓄率和消費(fèi)率的影響均不顯著；年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)凈出口貢獻(xiàn)率的影響主要表現(xiàn)為勞動(dòng)力負(fù)擔(dān)的減輕將促使經(jīng)常項(xiàng)目盈余[8]。何鶴雄實(shí)證分析了福建省年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)下的人口紅利通過(guò)勞動(dòng)力供給、人力資本、儲(chǔ)蓄、消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度，得出結(jié)論認(rèn)為撫養(yǎng)比的減輕對(duì)勞動(dòng)力供給具有促進(jìn)作用。相對(duì)于物質(zhì)資本，人力資本的積累和撫養(yǎng)比的下降對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更大，并且老年比重和少兒比重的上升會(huì)使總消費(fèi)增加[9]。一些學(xué)者則認(rèn)為人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響并不顯著，黃潤(rùn)龍認(rèn)為我國(guó)消費(fèi)、儲(chǔ)蓄、進(jìn)出口“三駕馬車(chē)”與人口紅利的關(guān)系并不顯著，因此人口紅利并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素[10]。侯東民認(rèn)為我國(guó)現(xiàn)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(lái)解釋“東亞奇跡”時(shí)期的就業(yè)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[11]。

綜上所述，目前關(guān)于人口紅利理論的研究主要集中于人口紅利對(duì)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的影響，關(guān)于地區(qū)性的人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究較少，由于采取的方法不同，不同學(xué)者對(duì)人口紅利的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)持有不同的觀點(diǎn)，但大部分學(xué)者還是持肯定觀點(diǎn)[12]。河南省作為人口大省和勞動(dòng)力輸出大省，關(guān)于其人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究的文獻(xiàn)相對(duì)較少。郭國(guó)峰、田艷青和楊翔宇在研究河南省年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)下的人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系時(shí)，將人口年齡結(jié)構(gòu)變量引入柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(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(dòng)年齡人口占總?cè)丝诘谋戎嘏c經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[13-14]。本文在其研究基礎(chǔ)上利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，推導(dǎo)撫養(yǎng)比、人均物質(zhì)資本與人均產(chǎn)出之間的關(guān)系，采用河南省的以上3個(gè)變量在1987—2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整理論和向量誤差修正模型研究撫養(yǎng)比、人均資本與人均產(chǎn)出之間具體的動(dòng)態(tài)關(guān)系，為研究河南省人口紅利與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系提供理論支持。

二、理論推導(dǎo)和變量選取

(一)理論推導(dǎo)和模型的建立

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)反映了勞動(dòng)力和資本這兩種生產(chǎn)要素與經(jīng)濟(jì)總量的關(guān)系。假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，即α+β=1，其中0<α<1， 0<β<1，則該函數(shù)的具體形式如下：

Y=ALαK1-α

(1)

由式(1)進(jìn)一步推導(dǎo)有：

(2)

(3)

lny=lnA+(1-α)lnk-αln(1+DR)

(4)

根據(jù)以上推導(dǎo)可以建立如下計(jì)量模型：

lnyt=α1lnkt+α2lnDRt+εt

(5)

其中，Y代表總產(chǎn)出，用歷年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值表示；N代表總?cè)丝跀?shù)，用年末總?cè)丝跀?shù)表示；y代表人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；A代表全要素生產(chǎn)率參數(shù)，一般代表技術(shù)進(jìn)步；L代表勞動(dòng)力的投入量，用勞動(dòng)年齡人口(15～64歲人口數(shù))表示；l1代表少兒人口(0～14歲人口數(shù))；l2代表老年人口(65歲以上人口數(shù))；K代表資本投入，用固定資產(chǎn)形成總額表示；k代表人均資本；DR代表總撫養(yǎng)比;α為勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出彈性；εt代表誤差項(xiàng)。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

本模型采取的數(shù)據(jù)跨度為1987—2013年。河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值y衡量，以1987年為基期按照歷年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)計(jì)算的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值除以年末總?cè)丝诒硎荆蝗司镔|(zhì)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(shù)計(jì)算的固定資本形成總額除以年末總?cè)丝诒硎?；人口紅利用社會(huì)總撫養(yǎng)比DR衡量，用少兒人口數(shù)量和老年人口數(shù)量之和除以勞動(dòng)年齡人口表示；為了避免產(chǎn)生異方差，可分別對(duì)3個(gè)變量取對(duì)數(shù)。

研究數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—1995》《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。所有的檢驗(yàn)均在Eviews6.0軟件下進(jìn)行。具體數(shù)據(jù)如表1所示。

表1　1987—2013年人均GDP、人均物質(zhì)資本及總撫養(yǎng)比

三、實(shí)證過(guò)程及結(jié)果

(一)單位根檢驗(yàn)

時(shí)間序列計(jì)量分析需要樣本是平穩(wěn)序列，否則會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”問(wèn)題，所以需要將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)序列，而基于Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型(VECM)估計(jì)都要求系統(tǒng)各變量服從同階單整，通常為I(1)，本文采取ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，單位根最佳滯后階數(shù)的選擇依據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(Akaike Information Criterion)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

根據(jù)表2變量穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)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(shè)。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(shè)。因此lny、lnk、lnDR的水平序列是非平穩(wěn)的，服從I(1)過(guò)程，一階差分后的Δlny、Δlnk、Δlnk是平穩(wěn)的，服從I(0)過(guò)程。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lny、lnk、lnDR序列滿足同階單整且服從I(1)過(guò)程，可以構(gòu)造向量自回歸模型(VAR Model)，做協(xié)整檢驗(yàn)探究各變量之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。本文采用Johansen極大似然估計(jì)法來(lái)檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。

1.確定協(xié)整滯后階數(shù)

為保證協(xié)整關(guān)系統(tǒng)計(jì)上的可信度，在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)首先需要確定合理的滯后階數(shù)，本文根據(jù)LR、FRE、AIC、SC、HQ等檢驗(yàn)準(zhǔn)則，通過(guò)測(cè)試不同的VAR(p)模型對(duì)應(yīng)的值，來(lái)確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)。結(jié)果見(jiàn)表3。從表3中可以看出，模型的最佳滯后階數(shù)為3，即建立VAR(3)模型。

2.Johansen檢驗(yàn)

如果變量本身為非平穩(wěn)序列，但它們的線性組合有可能構(gòu)成平穩(wěn)序列，將這種平穩(wěn)的線性組合稱(chēng)為協(xié)整方程。已知最佳滯后階數(shù)L=3，本文采用Johansen極大似然方法，用軟件Eviews6.0軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表2　各變量的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

注：(1)檢驗(yàn)形式(C,T,L)中，C、T、L分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)和滯后階數(shù)。(2)Δ表示一階差分。

表3　VAR模型不同檢驗(yàn)準(zhǔn)則的滯后階數(shù)

注：*表示在5%顯著水平上顯著。

表4　Johansen 非約束協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

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

由表4可得，軌跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)的原假設(shè)條件為H0，其中r表示協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。在5%的顯著水平下，軌跡統(tǒng)計(jì)量(59.495 6>29.797 0)拒絕(r=0)的原假設(shè)，對(duì)應(yīng)接受至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；最大特征值統(tǒng)計(jì)量也是拒絕(r=0)的原假設(shè),對(duì)應(yīng)接受最多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。由此可得：lnyt、lnkt、lnDRt之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程形式如下(小括號(hào)內(nèi)的數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)誤差)：

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

(6)

(0.191 8)(0.022 8)

3.協(xié)整關(guān)系解讀

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，3個(gè)變量模型在1987—2013年存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。lnCDt前面的符號(hào)為負(fù)，表明當(dāng)社會(huì)總撫養(yǎng)比上升時(shí)，人均收入會(huì)降低。lnkt前面的符號(hào)為正，表明物質(zhì)資本投入增加時(shí)，人均收入會(huì)相應(yīng)增加。協(xié)整方程中兩者對(duì)應(yīng)的參數(shù)分別為-1.541 2和0.552 0，表明當(dāng)撫養(yǎng)比下降1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，人均收入會(huì)相應(yīng)增加1.541 2個(gè)百分點(diǎn)，物質(zhì)資本投入增加一個(gè)百分點(diǎn)，人均收入增加0.552 0個(gè)百分點(diǎn)，此外還表明，長(zhǎng)期來(lái)看河南省社會(huì)總撫養(yǎng)比的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要比物質(zhì)資本投入大。這與何鶴雄在研究福建省人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響時(shí)得出的結(jié)論一致[7]。

(三)誤差修正機(jī)制——VECM

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

1.VECM估計(jì)

上面我們得到了一階差分后的Δlny、Δlnk、Δlnk這3個(gè)I(0)過(guò)程構(gòu)成VAR(3)，同時(shí)將協(xié)整方程的殘差項(xiàng)引入模型，就得到在無(wú)約束差分情形下，各變量及其滯后項(xiàng)組成的誤差修正模型。在估計(jì)時(shí)采用Johansen極大似然估計(jì)法?？梢缘贸鋈司杖氲恼`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(guò)T檢驗(yàn)的差分滯后項(xiàng))：

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(yàn)

為了保證模型的穩(wěn)定性，有必要對(duì)模型進(jìn)行診斷性檢驗(yàn)，表5列出的結(jié)果有兩個(gè)根落在單位圓上，其他均在單位圓內(nèi)，因此VECM的穩(wěn)定性得到滿足。同時(shí)進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)時(shí)，原假設(shè)為5%水平上不存在序列相關(guān)，LM自相關(guān)檢驗(yàn)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(guān)。 在進(jìn)行異方差檢驗(yàn)時(shí)，采用White異方差(無(wú)交叉項(xiàng))檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)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(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

3.結(jié)果說(shuō)明

由誤差修正的結(jié)果可知，誤差修正系數(shù)為-0.162 1，表明當(dāng)上期的人均收入變化時(shí)，誤差修正機(jī)制會(huì)使本期的人均收入向相反的方向變動(dòng)，最終使得人均收入向長(zhǎng)期均衡點(diǎn)靠近。在短期過(guò)程中，固定資本形成額變動(dòng)的滯后項(xiàng)對(duì)人均收入的波動(dòng)為負(fù)，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因可能為河南省的固定資產(chǎn)投資的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)具有滯后性，在長(zhǎng)期均衡時(shí)，固定資本形成額的系數(shù)為0.55(小于全國(guó)的系數(shù)0.8)，再一次說(shuō)明河南省物質(zhì)資本的投資效應(yīng)并沒(méi)有那么高，投資計(jì)劃需要調(diào)整。而模型中的滯后項(xiàng)并沒(méi)有包括撫養(yǎng)比的滯后項(xiàng)，說(shuō)明河南省撫養(yǎng)比的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的直接影響不是特別顯著，需要通過(guò)勞動(dòng)力供給和儲(chǔ)蓄增加等傳導(dǎo)機(jī)制作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

四、基本結(jié)論

第一，1987—2013年河南省人均收入、人均物質(zhì)資本和撫養(yǎng)比之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并且撫養(yǎng)比對(duì)人均收入具有負(fù)向影響，人均物質(zhì)資本對(duì)人均收入具有正向影響，與理論推導(dǎo)分析一致。且撫養(yǎng)比對(duì)人均收入的彈性系數(shù)大于人均物質(zhì)資本對(duì)人均收入的彈性，說(shuō)明撫養(yǎng)比變化對(duì)人均收入的影響大于物質(zhì)資本投入。

第二，根據(jù)誤差修正模型結(jié)果可知，在短期，河南省撫養(yǎng)比的變化直接影響人均收入并不顯著，主要通過(guò)間接的傳導(dǎo)機(jī)制來(lái)影響人均收入，并且物質(zhì)資本投入的變化對(duì)人均收入變化具有滯后性。

第三，由協(xié)整方程中的彈性系數(shù)和各個(gè)變量的增長(zhǎng)率，可以計(jì)算出1987—2013年河南省人均收入的年均增長(zhǎng)率為10.23%，其中人均物質(zhì)資本投入的貢獻(xiàn)率為82.93%，社會(huì)總撫養(yǎng)比變化的貢獻(xiàn)率為14.5%。由此可見(jiàn)，河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠物質(zhì)資本投資拉動(dòng)，相對(duì)于物質(zhì)資本，社會(huì)撫養(yǎng)比變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低。相對(duì)于蔡昉所指出的改革開(kāi)放以來(lái)人口紅利可以解釋我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的1/4[2]這一研究結(jié)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(yè)崗位不足，導(dǎo)致外出打工的勞動(dòng)力較多，人口紅利未被充分吸收。

五、建議

實(shí)證分析的結(jié)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(cái)富(中國(guó))論壇時(shí)指出，全國(guó)的少年兒童撫養(yǎng)比是22.2%，河南省高于全國(guó)，人口紅利時(shí)間會(huì)更長(zhǎng)一點(diǎn)[2]。政府應(yīng)積極制定政策抓住這一特殊機(jī)會(huì)，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(diǎn)建議。

第一，發(fā)揮河南省產(chǎn)業(yè)集聚的吸納效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力的充分就業(yè)。如果不能實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力充分就業(yè)，龐大的勞動(dòng)年齡人口不僅不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，反而會(huì)成為負(fù)擔(dān)或者出現(xiàn)人口紅利溢出現(xiàn)象[16]。河南省是人口大省，勞動(dòng)力資源豐富，但由于就業(yè)崗位不足，導(dǎo)致河南省勞動(dòng)力流動(dòng)出現(xiàn)“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(qū)出現(xiàn)勞動(dòng)力短缺和工資上漲現(xiàn)象，制造業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)喪失，導(dǎo)致部分勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)逐漸由東部地區(qū)向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，河南省應(yīng)把握這一有利時(shí)機(jī)，做好產(chǎn)業(yè)承接，采取優(yōu)惠政策吸引企業(yè)投資，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的建設(shè)，尤其是城鄉(xiāng)產(chǎn)業(yè)園區(qū)的建設(shè)，促進(jìn)第二、第三產(chǎn)業(yè)充分吸納勞動(dòng)力就業(yè)，吸引外出務(wù)工人員回流，實(shí)現(xiàn)“家門(mén)口就業(yè)”。

第二，提高勞動(dòng)力素質(zhì)，將人口紅利轉(zhuǎn)變?yōu)槿瞬偶t利[17]。由于勞動(dòng)力尤其是農(nóng)村勞動(dòng)力的受教育程度偏低，大多數(shù)勞動(dòng)者主要從事建筑家裝業(yè)、機(jī)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(dòng)力資源利用和開(kāi)發(fā)上，河南省還處于粗放型，所以提高勞動(dòng)力素質(zhì)和技能水平十分必要。政府應(yīng)加大教育投入，對(duì)于城市勞動(dòng)力普及大中專(zhuān)以上教育，對(duì)于農(nóng)村勞動(dòng)力普及高中以上教育。此外，還應(yīng)加大勞動(dòng)力的職業(yè)技能培訓(xùn)，提高勞動(dòng)力的生產(chǎn)率水平。按照企業(yè)需要培訓(xùn)勞動(dòng)力，使勞動(dòng)力的供給和需求達(dá)到均衡，將人口數(shù)量紅利轉(zhuǎn)變?yōu)槿丝谫|(zhì)量紅利。

第三，就地城鎮(zhèn)化和異地城鎮(zhèn)化兩步走，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的分流。河南省人口紅利的大頭在農(nóng)村，收獲人口紅利的程度主要取決于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移程度，筆者認(rèn)為應(yīng)施行就地城鎮(zhèn)化和異地城鎮(zhèn)化兩步走，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的分流。為實(shí)現(xiàn)異地城鎮(zhèn)化，在加快戶籍制度改革的同時(shí)，應(yīng)建立公平健全的社會(huì)保障體系，保障農(nóng)民工及其子女應(yīng)享有的權(quán)益，使他們能夠真正融入城市當(dāng)中。不過(guò)，在此過(guò)程中大批農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移將加重城市的就業(yè)負(fù)擔(dān)和引發(fā)一系列社會(huì)問(wèn)題，而就地城鎮(zhèn)化無(wú)疑是緩解這一現(xiàn)象的有效途徑。據(jù)2014年河南省農(nóng)民工外出務(wù)工情況調(diào)查顯示，“離家近/照顧家人方便”是農(nóng)村富余勞動(dòng)力回流的主要原因，回流的勞動(dòng)力具有豐富的技能和在外積累的財(cái)富，政府一方面應(yīng)在稅收和信貸上采取優(yōu)惠政策鼓勵(lì)回流的外出打工者自主創(chuàng)業(yè)，另一方面應(yīng)以縣域?yàn)橹行?，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)建設(shè)，吸引更多外出打工人員回流，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力就地轉(zhuǎn)移，解決農(nóng)村留守老人和兒童等問(wèn)題[18]。

第四，健全和完善社會(huì)養(yǎng)老保障體系，發(fā)展老年產(chǎn)業(yè)。隨著老齡化的加深，河南省的老年撫養(yǎng)負(fù)擔(dān)逐漸加重，老年撫養(yǎng)比從1982年的8.2%增加到2013年的13.3%，基本養(yǎng)老保障金的支付壓力也越來(lái)越大，因此河南省需要建立一套健全的養(yǎng)老保障體系，采取稅收優(yōu)惠政策鼓勵(lì)企業(yè)和個(gè)人共同建立退休計(jì)劃，并且借鑒國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)促進(jìn)養(yǎng)老金資金的高效運(yùn)作，以籌措足夠的資金應(yīng)對(duì)未來(lái)的養(yǎng)老問(wèn)題。此外，政府應(yīng)加快出臺(tái)和完善老齡產(chǎn)業(yè)政策和培育老齡產(chǎn)業(yè)組織，具體包括老齡金融業(yè)、老齡用品業(yè)、老齡服務(wù)業(yè)、老齡房地產(chǎn)業(yè)、老齡教育培訓(xùn)業(yè)等，挖掘未來(lái)河南省老齡產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)的潛力。

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(責(zé)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(lèi)號(hào)：C92-05

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1674-8425(2016)03-0038-07

作者簡(jiǎn)介：宋奇成(1955—)，男，湖南常德人，教授，研究方向：經(jīng)濟(jì)理論與政策。

基金項(xiàng)目：重慶理工大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目“人才紅利效應(yīng)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)”(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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué))，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.