廣東省人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制
——基于VECM模型的實(shí)證分析

陳家敏

（福建師范大學(xué)，福建福州，350108）

一、引言

進(jìn)入21世紀(jì)以來，人口老齡化成為了我國經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域的一個(gè)熱點(diǎn)問題?，F(xiàn)階段眾多學(xué)者對(duì)于人口老齡化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，大致可以分為三大類。第一類學(xué)者們認(rèn)為人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拖累作用，會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。例如，Lindh & Malmberg（1999）研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化會(huì)通過抑制勞動(dòng)力資源的增長(zhǎng)和勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[1]。李軍（2013）認(rèn)為，在生產(chǎn)供給方面，人口老齡化通過對(duì)資本積累、勞動(dòng)投入和技術(shù)進(jìn)步等生產(chǎn)要素造成的負(fù)向影響，進(jìn)而降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛力；在私人需求方面，由于老年人消費(fèi)傾向及收入水平的變化，人口老齡化會(huì)降低總消費(fèi)水平，并減緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2]。游士兵和蔡遠(yuǎn)飛（2017）通過構(gòu)建PVAR模型，發(fā)現(xiàn)人口老齡化對(duì)居民消費(fèi)表現(xiàn)為抑制作用，對(duì)居民儲(chǔ)蓄卻表現(xiàn)為促進(jìn)作用；從影響路徑上來分析，人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都會(huì)造成負(fù)向影響[3]。第二類學(xué)者們則認(rèn)為人口老齡化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向作用，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。例如，Maxime & Marcel（1999）研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化可以為后代創(chuàng)造出更多的人力資本，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展，并且老齡化對(duì)人均產(chǎn)出的負(fù)面影響會(huì)顯著降低[4]。馮劍鋒和陳衛(wèi)民（2017）基于中介效應(yīng)的視角研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率和勞動(dòng)年齡人口比重的影響為正，對(duì)勞動(dòng)參與率的影響為負(fù)，但從總體上來看，人口老齡化通過中介變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的凈影響顯著為正[5]。第三類學(xué)者們認(rèn)為現(xiàn)階段不能準(zhǔn)確預(yù)測(cè)人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響。例如，Bloom et al.（2010）認(rèn)為人口老齡化所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果取決于對(duì)年齡結(jié)構(gòu)變化的行為反應(yīng)，從長(zhǎng)期來看，人口老齡化并不一定會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成負(fù)向影響[6]。

由于選取的研究對(duì)象、構(gòu)建的研究模型、使用的研究方法、采用的研究變量等方面不一致的原因，目前學(xué)者們就人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響并沒有形成一致的觀點(diǎn)。

作為中國經(jīng)濟(jì)第一大省的廣東省，目前較少有文獻(xiàn)就人口老齡化對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行研究。2012年全省65歲及以上人口達(dá)到了747.99萬人，占總?cè)丝诘谋壤秊?.06%。依據(jù)聯(lián)合國《人口老齡化及其社會(huì)經(jīng)濟(jì)后果》的劃分標(biāo)準(zhǔn)，廣東省開始進(jìn)入人口老齡化社會(huì)。到了2019年，全省65歲及以上人口已經(jīng)增加到了1036.89萬人，占總?cè)丝诘谋壤蔡岣叩搅?.00%；經(jīng)濟(jì)總量GDP突破了10萬億元，并保持著6.2%的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率①數(shù)據(jù)來源：廣東統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)http://stats.gd.gov.cn/tjgb/index.html。

因此，本文關(guān)注廣東省人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制，將兩部門經(jīng)濟(jì)作為研究的理論基礎(chǔ)，通過研究人口結(jié)構(gòu)與消費(fèi)、人口結(jié)構(gòu)與儲(chǔ)蓄的兩個(gè)角度，構(gòu)建多變量VECM模型，以此來分析人口老齡化對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的影響。

二、模型設(shè)定與變量描述

（一）模型設(shè)定

向量誤差修正模型（Vector Error Correction Model,VECM）是在建立向量自回歸模型（Vector Auto-Regressive,VAR）的基礎(chǔ)上，通過避免VAR模型中的非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸時(shí)所可能引發(fā)的偽回歸現(xiàn)象，而構(gòu)建起來的一種多變量且具有約束性的向量自回歸模型。VECM模型既具有VAR模型的一系列優(yōu)點(diǎn)，通過聯(lián)立多個(gè)方程式，將系統(tǒng)內(nèi)研究變量全部當(dāng)作內(nèi)生變量并對(duì)其進(jìn)行滯后值的回歸，估算出系統(tǒng)內(nèi)所有變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系；又能對(duì)各個(gè)內(nèi)生變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系進(jìn)行研究[7]。

本文借鑒游士兵和蔡遠(yuǎn)飛（2017）構(gòu)建的關(guān)于人口老齡化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的PVAR模型[8]，設(shè)定廣東省居民收入一部分用于消費(fèi)、另一部分用于儲(chǔ)蓄[9]-[13]。使用VECM模型分別考察人口老齡化、消費(fèi)水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系與人口老齡化、儲(chǔ)蓄水平和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，其VECM模型的基本形式為：

其中，ecmt-1是誤差修正項(xiàng)；p是表示協(xié)整方程中所具有的協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)；a是表示將非均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整能力；在考察人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)，Δyt是包含三個(gè)變量的向量，Δyt=｛lnpgdp，lncons，odep｝，考察人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)，Δyt是包三個(gè)變量的向量，Δyt=｛lnpgdp，lnsav，odep｝；i為滯后階數(shù)；βi為3×3維的系數(shù)矩陣；et是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文數(shù)據(jù)主要來源于2003～2019年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取了2002年至2018年廣東省的人均生產(chǎn)總值，城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)水平，城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄存款，老年撫養(yǎng)比作為VECM模型研究的內(nèi)生變量。

基于經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角，本文使用廣東人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)（lnpgdp）來反映其經(jīng)濟(jì)水平；使用城鄉(xiāng)居民人均消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)（lncons）來反映居民消費(fèi)水平；使用城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄存款的對(duì)數(shù)（lnsav）來反映居民儲(chǔ)蓄水平；使用老年撫養(yǎng)比（odep）來反映人口老齡化程度。由于沒有居民儲(chǔ)蓄率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，且測(cè)算其居民儲(chǔ)蓄率的難度與誤差較大，所以采用城鄉(xiāng)居民人均儲(chǔ)蓄存款的對(duì)數(shù)來近似表示居民儲(chǔ)蓄水平。

三、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選用EViews8.0軟件來進(jìn)行實(shí)證計(jì)量分析。首先，采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)上述時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以此來檢驗(yàn)其時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

從表2可以得知，在1%的顯著性水平下，只有l(wèi)npgdp通過ADF檢驗(yàn)，視其為平穩(wěn)時(shí)間序列；而lncons、lnsav以及odep均沒有通過ADF檢驗(yàn)，視其為非平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，對(duì)上述時(shí)間序列進(jìn)行一階差分和ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果為：Δlnpgdp、Δlncons為非平穩(wěn)時(shí)間序列，Δlnsav、Δodep為平穩(wěn)時(shí)間序列。因此，再次對(duì)上述時(shí)間序列進(jìn)行二階差分，并進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其結(jié)果為：Δ2lnpgdp、Δ2lncons、Δ2lnsav和Δ2odep均為平穩(wěn)時(shí)間序列，即變量lnpgdp、lncons、lnsav和odep都是二階單整II（1）。

表2 單位根檢驗(yàn)

（二）滯后階數(shù)確定

首先，分別用lnpgdp、lncons、odep和lnpgdp、lnsav、odep構(gòu)建“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型和“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型。然后根據(jù)LR、FPE、AIC、SC以及HQ最小值準(zhǔn)則，按照“少數(shù)服從多數(shù)的原則”，選取“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2；選取“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型的最佳滯后階數(shù)為2。檢驗(yàn)的結(jié)果如表3和表4所示。

表3 “人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”VAR滯后階數(shù)檢驗(yàn)

表4 “人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”VAR滯后階數(shù)檢驗(yàn)

（三）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

由表2可以得知，Δ2lnpgdp、Δ2lncons、Δ2lnsav和Δ2odep在1%的顯著性水平下均為平穩(wěn)時(shí)間序列，且為同階單整序列，所以對(duì)其進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，來檢驗(yàn)兩個(gè)影響路徑下是否都存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表5和表6所示。

表5 “人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表6 “人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)Trace檢驗(yàn)和Max檢驗(yàn)可以得知，在1%的顯著性水平下，“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型和“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VAR模型均拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，均接受至多一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。這表明兩個(gè)VAR模型都存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）VECM模型構(gòu)建

在建立了兩個(gè)VAR模型的基礎(chǔ)上，根據(jù)公式(1)進(jìn)行兩個(gè)VECM模型的構(gòu)建，可得到如下方程：

在“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VECM模型中，Δ2lnconst-1的系數(shù)為正，表明消費(fèi)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是正相關(guān)的；而Δ2odept-1的系數(shù)為負(fù)，表明人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是負(fù)相關(guān)的。在“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的VECM模型中，Δ2lnsavt-1的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明儲(chǔ)蓄水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是負(fù)相關(guān)的；Δ2odept-1的系數(shù)為負(fù)，說明人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一個(gè)負(fù)向影響。由于VECM模型的向量系數(shù)沒有實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義，不能反映各個(gè)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，所以對(duì)其不做過多詳細(xì)的分析。

（五）VECM模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為確保之后脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果的準(zhǔn)確性，分別對(duì)兩個(gè)VECM模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1和圖2所示。從圖1和圖2中可以得知，兩個(gè)VECM模型均除了模型本身所設(shè)置的單位根之外，其他的伴隨矩陣的特征值全部都落在單位圓之內(nèi)，所以由此可以判定，這兩個(gè)VECM模型都是穩(wěn)定的，能繼續(xù)進(jìn)行接下來的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

圖1 “人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”VECM模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

圖2 “人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”VECM模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

（六）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)是指一個(gè)變量的隨機(jī)誤差項(xiàng)的沖擊對(duì)所有內(nèi)生變量當(dāng)期以及隨后各期的影響，可用來描述內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系和影響路徑[14]。本文設(shè)定“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”和“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”兩種影響路徑，并選擇10期的滯后期進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。結(jié)果如圖3、圖4所示。

由圖3可以得知，以odep對(duì)lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第三列）為例，廣東人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一期影響為0，說明人口結(jié)構(gòu)變化并不會(huì)立刻影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；隨后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響產(chǎn)生一個(gè)負(fù)向影響，并且在第二期達(dá)到最大負(fù)值，約為-0.0050。但從第三期開始，廣東人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響表現(xiàn)為正效應(yīng)，并維持一個(gè)增長(zhǎng)的趨勢(shì)直至第十期；這說明從長(zhǎng)期來看，廣東人口老齡化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)的正向影響，會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從odep對(duì)lncons的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第二行，第三列）可以看出，廣東人口老齡化對(duì)消費(fèi)水平的沖擊影響先負(fù)后正，在第三期達(dá)到最大負(fù)值，約為-0.0045。但從第四期開始，廣東人口老齡化對(duì)消費(fèi)水平產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)的正向影響；這說明從長(zhǎng)期來看，廣東人口老齡化會(huì)提高居民的消費(fèi)水平。

圖3 “人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖4 “人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”脈沖響應(yīng)函數(shù)

在“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的影響路徑下，由于lncons對(duì)lnpgdp有一個(gè)持續(xù)的正向作用（第一行，第二列），所以在間接路徑的影響下，廣東人口老齡化在長(zhǎng)期中會(huì)先提高居民的消費(fèi)水平，而之后被提高的居民消費(fèi)水平會(huì)進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向拉動(dòng)作用。

同時(shí)，在“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的影響路徑下，從lnpgdp對(duì)odep的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第三行，第一列）可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)在短期內(nèi)加深廣東的人口老齡化，并在第二期達(dá)到最大值，約為0.0058；但從第七期開始，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)減緩廣東人口老齡化的程度，并收斂于一個(gè)很小的負(fù)值，約為-0.0005，這說明長(zhǎng)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能有效抑制廣東人口老齡化。

由圖4可以得知，從odep對(duì)lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第三列）來看，廣東人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一期影響為0，說明人口結(jié)構(gòu)變化并不會(huì)立刻影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；而在第二期產(chǎn)生一個(gè)最大值的負(fù)向影響，約為-0.0050。隨后從第三期開始，廣東人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)增長(zhǎng)的正向影響；這說明從長(zhǎng)期來看，廣東人口老齡化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)的正向影響，會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從odep對(duì)lnsav的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第二行，第三列）可以看出，廣東人口老齡化對(duì)儲(chǔ)蓄水平的沖擊具有波動(dòng)性，在第一期到第二期表現(xiàn)為正向影響，在第三期到第五期表現(xiàn)為負(fù)向影響，隨后從第五期開始一直到第十期結(jié)束都表現(xiàn)為正向影響，這說明廣東人口老齡化在長(zhǎng)期中會(huì)提高居民的儲(chǔ)蓄水平。

在“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的影響路徑下，從lnsav對(duì)lnpgdp的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第一行，第二列）可以看出，儲(chǔ)蓄水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響從第三期開始表現(xiàn)為正向影響，并且保持一個(gè)穩(wěn)定上升的趨勢(shì)。也正由于lnsav對(duì)lnpgdp有一個(gè)持續(xù)的正向作用，所以在間接路徑的影響下，廣東人口老齡化在長(zhǎng)期中會(huì)先提高居民的儲(chǔ)蓄水平，而之后被提高的居民儲(chǔ)蓄水平在會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向作用。

同時(shí)，在“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的影響路徑下，從lnpgdp對(duì)odep的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（第三行，第一列）可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在第二期對(duì)廣東人口老齡化有一個(gè)最大的正向影響，約為0.0058，而在此之后雖然對(duì)廣東人口老齡化的正向影響有所減弱，但仍然維持在0.0022左右；這表明無論在短期內(nèi)還是在長(zhǎng)期中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都會(huì)加深廣東的人口老齡化程度。

綜上所述，廣東人口老齡化不管是在消費(fèi)視角下還是在儲(chǔ)蓄視角下，在短期會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，在長(zhǎng)期卻會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這可能是廣東作為我國人口第一大省，老年人口的基數(shù)較大，在期初由于正處在人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的適應(yīng)期，在勞動(dòng)力的需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)等方面還沒能很好地進(jìn)行調(diào)整，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展的步伐放緩[15]。但在長(zhǎng)期中，經(jīng)過調(diào)整過后更具有發(fā)展前景的“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)，又能夠吸引更多外來勞動(dòng)力和投資者，使得“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”成為廣東一個(gè)新的發(fā)展極，因此帶動(dòng)廣東省經(jīng)濟(jì)社會(huì)快速發(fā)展[16]。

根據(jù)生命周期理論假說，在消費(fèi)方面，理性消費(fèi)者會(huì)以一生效用最大化為準(zhǔn)則來分配自身各個(gè)時(shí)期消費(fèi)，通常會(huì)在年輕時(shí)多儲(chǔ)蓄以備在老年時(shí)能夠消費(fèi)。因而隨著廣東人口老齡化程度的加深和“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)的日趨成熟，老年人口對(duì)物質(zhì)層面以及精神層面的相關(guān)產(chǎn)品與服務(wù)的需求量會(huì)增加，這便會(huì)帶動(dòng)居民消費(fèi)水平的提高。在儲(chǔ)蓄方面，當(dāng)具有理性預(yù)期的消費(fèi)者意識(shí)到自己的壽命將因生活質(zhì)量的改變和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步而延長(zhǎng)時(shí)，會(huì)主動(dòng)增加儲(chǔ)蓄，這在長(zhǎng)期中就會(huì)提高居民的儲(chǔ)蓄水平[17]。

長(zhǎng)期中，在消費(fèi)路徑下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)廣東人口老齡化的緩解程度還不及在儲(chǔ)蓄路徑下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)廣東人口老齡化的加深程度。所以綜合來看，最終經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)加深廣東人口老齡化程度。這可能因?yàn)樯钯|(zhì)量的提高，使得居民的生育欲望和生育需求不如以前；而“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)的愈發(fā)成熟，使得老年人口的壽命會(huì)大大延長(zhǎng)；所以，出生率的下降和死亡率的下降便會(huì)使得廣東人口結(jié)構(gòu)變得不合理，加深人口老齡化的程度。

（七）方差分解分析

為了更加精確地研究“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”和“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”兩個(gè)系統(tǒng)內(nèi)各個(gè)變量的相互影響程度，本文采用方差分解方法，進(jìn)行結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的影響的分析。結(jié)果如表7、表8所示。

從表7可以得知，在“人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的方差分解分析中，老年撫養(yǎng)比odep在第一期對(duì)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp并不具有解釋能力，但在之后老年撫養(yǎng)比odep對(duì)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp解釋能力逐步增強(qiáng)，在第十期達(dá)到了約0.1094。而人均消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)lncons對(duì)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp解釋能力具有波動(dòng)性，在第五期的方差貢獻(xiàn)從第一期的0.0000上升到約為0.1867，而到了第十期，其方差貢獻(xiàn)卻下降到約為0.1227。對(duì)于人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp來說，其對(duì)自身的解釋能力是最強(qiáng)的，雖然其方差貢獻(xiàn)具有下降趨勢(shì)，但在十期仍還有約為0.7679的方差貢獻(xiàn)。

老年撫養(yǎng)比odep對(duì)自身有一定的解釋能力，但其解釋能在隨著時(shí)間的推移而減弱，方差貢獻(xiàn)從第一期的約為0.7225下降到第十期的約為0.2881。在長(zhǎng)期中，人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp和人均消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)lncons都對(duì)老年撫養(yǎng)比odep有一定的沖擊影響，在第十期的方差貢獻(xiàn)率分別約為0.2339和0.4780。這說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人口結(jié)構(gòu)變化有較強(qiáng)的反饋?zhàn)饔谩?/p>

表7 “人口老齡化—消費(fèi)水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”方差分解表

表8 “人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”方差分解表

從表8可以得知，在“人口老齡化—儲(chǔ)蓄水平—經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”的方差分解分析中，老年撫養(yǎng)比odep對(duì)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp具有一定的解釋能力，在第五期和第十期的方差貢獻(xiàn)分別達(dá)到了約0.1576和0.2579。而人均儲(chǔ)蓄水平的對(duì)數(shù)lnsav對(duì)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lngdp的解釋能力很弱，其方差貢獻(xiàn)最大值僅僅只有0.0112。人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp的主要方差貢獻(xiàn)來自于其自身，雖然隨著時(shí)間的推移，其解釋能力有所減弱，但在第十期仍達(dá)到了約0.7309。

老年撫養(yǎng)比odep對(duì)自身解釋能力較強(qiáng)，雖然其方差貢獻(xiàn)呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，但在第五期和第十期的方差貢獻(xiàn)仍然還有約為0.5034和0.4475。與之相反，人均儲(chǔ)蓄水平的對(duì)數(shù)lnsav和人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)lnpgdp對(duì)老年撫養(yǎng)比odep的沖擊影響呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，到了第十期其方差貢獻(xiàn)分別約為0.2263和0.3262。

四、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

研究結(jié)果表明：一方面，在短期內(nèi)廣東省人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有拖累作用，而在長(zhǎng)期內(nèi)有促進(jìn)作用。在長(zhǎng)期中，廣東省人口老齡化還可以通過提高居民的消費(fèi)水平和儲(chǔ)蓄水平，間接對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雖然會(huì)加深廣東人口老齡化的程度，但該負(fù)向的反饋影響在長(zhǎng)期中會(huì)持續(xù)減弱。

因此，廣東應(yīng)積極應(yīng)對(duì)人口老齡化，科學(xué)研判人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成影響的程度，借鑒其他地區(qū)、國家在預(yù)防人口老齡化方面上的體系構(gòu)建和政策制定的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，防止未來過度老齡化對(duì)廣東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成更嚴(yán)重的負(fù)向影響。

（二）政策建議

1.完善基本公共服務(wù)體系。由于廣東還處于人口老齡化的初期階段，勞動(dòng)力資源承擔(dān)的社會(huì)負(fù)擔(dān)不算太重，所以現(xiàn)階段廣東應(yīng)完善基本公共服務(wù)體系。一方面，生活配套設(shè)施和服務(wù)的日趨完善會(huì)使得年輕一代減少育兒壓力，從而提高出生率，增加未來的勞動(dòng)力數(shù)量；另一方面，高質(zhì)量的社會(huì)醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)，會(huì)吸引外來勞動(dòng)力在廣東安家樂業(yè)，從而增加現(xiàn)階段的勞動(dòng)力數(shù)量，減緩廣東人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的沖擊。

2.發(fā)展“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)?；趶V東老年人口基數(shù)大的特點(diǎn)，應(yīng)該充分發(fā)掘老年人的消費(fèi)潛力，提供滿足老年人在物質(zhì)層面和精神層面的產(chǎn)品和服務(wù)。大力發(fā)展與之相關(guān)的老年健康產(chǎn)業(yè)，拓展專門的老年旅游、老年公寓、老年服飾等消費(fèi)市場(chǎng)，從而提高老年人的消費(fèi)水平和青壯年的儲(chǔ)蓄水平，進(jìn)而刺激廣東的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.建立老年再就業(yè)制度。隨著人口老齡化的加深，廣東會(huì)面臨養(yǎng)老金短缺、勞動(dòng)力短缺等問題，所以應(yīng)將低齡健康老年人作為老年人力資源開發(fā)的重點(diǎn)對(duì)象，建立老年再就業(yè)制度。以老年人本人自愿與老年人不擠占青壯年就業(yè)機(jī)會(huì)為原則，適當(dāng)增添符合老年人就業(yè)的工作崗位，以期增加老年人的收入水平，從而提高老年人的消費(fèi)水平、儲(chǔ)蓄水平和促進(jìn)廣東的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[18]。