年齡結構范文

導語：如何才能寫好一篇年齡結構，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

一、指標設計與數據選擇

選用老年撫養比、少兒撫養比為人口年齡結構指標，鑒于居民消費支出及房價時間序列波動會受到物價、收入等共同因素影響，為了客觀反映居民消費及房價，本文選擇居民消費支出傾向、居民消費率、恩格爾系數反映居民消費，住宅商品房房價收入比反映房價相對波動和泡沫，相關研究變量如表1所示。樣本為2000—2011年數據，來源于《中國統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》以及中國經濟與社會發展統計數據庫，其中城鎮少兒撫養比、城鎮老年撫養比是根據城市和鎮的相關人口調查統計數據匯總計算得到。

二、廣西城鎮人口年齡結構、房價與居民消費的實證分析

1.灰色關聯度分析時間序列的回歸、格蘭杰檢驗、協整等傳統方法對樣本量要求較高，而灰色關聯分析方法要求樣本容量可以少到4個，對非平穩序列及無規律數據同樣適用，為此，本文采用灰色關聯分析方法對廣西城鎮人口年齡結構、房價與居民消費的關系進行實證。灰色關聯分析的基本思想是：確定參照數列（被解釋變量）以及被比較數列（解釋變量），將指標原始觀測數進行無量綱化處理，計算關聯系數、關聯度以及根據關聯度的大小對被比較指標進行排序，與參考數列關聯度越大的被比較數列與參考數列的關系越緊密，一般認為分辨率為0.5時，關聯度大于0.6則被比較序列與參照序列有顯著關聯，越接近1則被比較序列與參照序列的關聯度越強，因素影響越大。本文以人口撫養比、房價收入比為被比較因素數列，用居民消費率、居民消費傾向、恩格爾系數代表居民消費參考列，各序列關聯度如表2。老年撫養比顯著影響城鎮居民消費率，而城鎮少兒撫養比及房價收入比影響不顯著；少兒撫養比及房價收入比顯著影響居民消費傾向，而老年撫養比無顯著影響；少兒撫養比及房價收入比也顯著影響恩格爾系數，老年撫養比影響不顯著。考慮到人口年齡結構對居民消費影響的理論，選擇以房價收入比為參考列，計算其與人口撫養比的關聯度如表3，少兒撫養比顯著影響房價收入比，而老年撫養比不顯著。由此可見，房價收入比與少兒撫養比一致表現為對居民消費傾向及恩格爾系數的顯著影響，一定程度上也源于少兒撫養比與房價收入比的顯著關聯。

2.時間序列分析本文對各時間序列數據進行對數處理以克服異方差性，單位根檢驗結果如表4所示，僅居民消費率與少兒撫養比是平穩序列，但上述關聯度分析已顯示二者無顯著關聯，故不再繼續分析。居民消費傾向、恩格爾系數、房價收入比、老年撫養比為一階平穩序列，且老年撫養比與居民消費傾向、恩格爾系數、房價收入比無顯著關聯，也不再繼續分析，而房價收入比與居民消費傾向、恩格爾系數有顯著關聯，采用EG兩步法做協整分析，城鎮居民恩格爾系數與房價收入比的協整關系不顯著，而城鎮居民消費傾向與房價收入比則存在顯著協整關系，且模型擬合效果好，房價收入比對居民消費傾向有長期正影響，房價上漲體現了顯著的財富效應，房價收入比的短期變化對居民消費傾向正影響不顯著，居民消費傾向實際值與長期均衡值的差距有70%得到糾正。在人口年齡結構對房價的影響機制方面，廣西少兒撫養比與房價收入比的顯著關聯，但二者不是同階單整，而老年撫養比與房價收入比無關，表明住房需求對房價的影響機制顯著，生命周期假說關于老年撫養比對房價的負影響機制不顯著，這是因為小孩多的家庭可能會有更多住房需求，而老年人較少以房養老。

篇2

關鍵詞：撫養比；經濟增長；“人口紅利”；社會福利；Ramsey模型

引言

人口年齡結構問題是各個國家面臨的共同問題。中國2000年老年人口比例達到7.0%，進入老齡化社會。此后，這一比例不斷上升，2009年達到8.5%，9年間，上升了1.5個百分點。2010年～2050年間，這一比例還會保持單調遞增的增長態勢。預計到2050年，中國老年人口比例將達到25%左右，老年人口數量將達到約3.3億。這一比例意味著1/3的老年撫養比，即3個勞動力撫養1個老年人。美國、日本、德國等發達經濟體也面臨相同的問題。人口年齡結構的這種轉變勢必對經濟和社會產生影響，而人口年齡結構如何影響經濟增長和社會福利是我們最為關注的問題之一。

“人口紅利”理論通常被用來回答這一問題，即高撫養比有利于經濟增長，低撫養比制約經濟增長。國內學者的相關研究中，“人口紅利”理論是基本分析框架，即從人口撫養比來考察人口年齡結構與經濟增長的關系。應該說，“人口紅利”理論是一個很好的分析切入點，但它也存在著很多不足：第一，整個理論框架建立在定性分析基礎之上，缺乏現代經濟學的數理模型基礎，只能做定性分析，而不能做計算；第二，人口年齡結構通過多個渠道影響經濟增長，這種影響是間接影響，但在“人口紅利”理論中，這種間接影響我們是看不到的；第三，缺乏一個社會福利分析框架。我們只知道高撫養比不利于經濟增長，但高撫養比條件下的社會福利如何，我們則不得而知。

OLG模型通常被用來研究人口年齡結構問題。雖然這一模型提供了一個新的宏觀經濟學分析框架，但在解決人口年齡結構問題時，它也存在一些致命的不足：第一，模型中沒有人口年齡結構這一變量，只能通過出生率的變動間接描述，不能建立人口年齡結構與其他宏觀經濟變量的直接函數關系；第二，隨著代數的增加，求解非常困難，通常需要數值模擬才能得到結論；第三，在連續的OLG模型中，對死亡率、出生率等設置了過多的假設，不能模擬實際人口年齡結構變動對經濟變量的影響。

我們從另一個宏觀經濟學基礎模型――Ramsey模型出發來尋找答案。在OLG模型中，不同代人具有不同的經濟活動軌跡。這個結論的重要前提是不同代人的經濟行為完全獨立，而在現實生活中，經濟活動的最小單元通常為家庭，而家庭一般由老中青三代人組成，這也是整個社會的基本年齡結構。家庭成員經濟行為相互影響，存在資產的相互流動。在一個更為極端的假設下，我們可以假設社會中的人是同質的，唯一的差異在于是否參加勞動。在這種情況下，我們可以從Ramsey模型出發來建立基本的理論分析框架。

篇3

摘要：論文以1999―2009年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政影響與高儲蓄率的關系進行了實證分析。研究發現：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口年齡結構，而是經濟體的轉型特征。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。上述發現對于中國未來的改革取向具有重要的啟示。

關鍵詞：人口年齡結構；財政影響；儲蓄率

Population Age Structure, Fiscal Policy and High Saving Rate in China

WANG Qilinga, LAI Xiaoqionga，b

(a. School of Economics; b. Wang Yanan Institute for Studies in Economics, Xiamen University, Xiamen, Fujian 361005, China)

Abstract：This paper uses the sample of provincial panel data for 1999―2009 to make an empirical study of the relationship between population age structure, fiscal effect and high saving rate. The findings are as follows: (1) The main determinant of high saving rate in China is not population age structure, but the transitional features of the Chinese economy. (2) There is a distinct urbanrural difference in the effect of population age structure on saving rate, in that child dependency ratio has a negative impact on urban household saving rate and a positive one on rural saving rate, while oldage dependency ratio has a positive impact on urban household saving rate and a negative one on rural saving rate. (3) There is also a marked disparity in the effect of the share of fiscal revenue and expenditure on household saving rate. The scale of taxation has a positive effect on urban saving rate and a negative one on rural saving rate, while the scale of expenditure has a negative effect on urban saving rate and a positive one on rural saving rate. The above findings provide important reference for China’s future reform.

Key words：population age structure; fiscal effect; saving rate

一、引 言

近些年來，中國保持著非常高的國民儲蓄率，2008年的數據已達到523%，較1992年增加1201%。從變化趨勢來看，國民儲蓄率自20世紀90年代初期開始有所下降，到2000年開始呈現較為明顯的遞增走勢，從2000年到2008年，國民儲蓄率年均增長392%。根據國家統計局公布的資金流量表可知，居民儲蓄率從2000年的165%增加到2008年的2249%，年均增長408%；企業部門儲蓄率從2000年的1565%增加到2008年的216%，年均增長476%；政府部門儲蓄率從2000年的636%增加到2008年的821%，年均增長587%。從部門的截面貢獻來看，中國的高儲蓄率主要是由居民和企業兩個部門帶動起來，政府儲蓄雖然近幾年增長迅猛，但所占比例較小。持續高位運行的儲蓄率受到了西方國家的責難，在后危機時代中國強勁增長的背景下，一些西方學者拋出了“中國經濟責任論”和“儲蓄國責任論”，由此引發了又一輪討論中國高儲蓄率問題的熱潮。中國的儲蓄率為什么這么高？學術界就這個問題給予了不同視角的解釋，如人口結構因素［1］［2］［3］［4］［5］、經濟增長因素［6］［7］、預防性儲蓄［8］［9］［10］［11］［12］、男女比例失衡［13］、部門貢獻角度的分析［14］［15］等。

Kraay（2000）通過實證分析，表明未來收入增長率與食品占家庭消費支出之比均對農村居民儲蓄率有負向影響，而人口撫養比和未來收入的不確定性卻未對其構成影響。［1］Modigliani和Cao（2004）運用時間序列數據研究表明，人口撫養比、經濟增長率與通貨膨脹率這些變量均對居民儲蓄率有明顯的正向影響。［2］由此看來，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養比對居民儲蓄率影響的結論是不一致的。Horioka和Wan（2007）在上兩篇文獻的基礎上重新對中國儲蓄率的影響因素做了深入分析，結果表明：（1）收入增長率對居民儲蓄率的影響為正，且系數較為顯著。（2）人口年齡結構對儲蓄率并未產生明顯的影響。［3］

在較近的國內文獻中，楊繼軍（2009）和汪偉（2009）的研究較具代表性。楊繼軍（2009）研究表明，經濟增長率對儲蓄率有正向影響，且系數顯著；人口撫養比對儲蓄率有負向影響，且人口撫養比每下降1 個百分點，儲蓄率就增加0124 個百分點；由于人口撫養比的彈性遠大于經濟增長率的彈性，故人口撫養比是決定儲蓄率的主要因素。［4］汪偉（2009）通過實證檢驗發現，中國的高儲蓄率主要是由兩個急劇轉變的政策共同作用所致：（1）是從20世紀70年代后期實施的改革開放，以1978年為界，人均收入增長率的均值由1953―1977年的55%上升到1978―2006年的96%，經濟增長率與儲蓄率的變動基本一致。（2）是人口政策的轉變，20世紀70年代我國開始實行計劃生育政策，這對儲蓄率的積累產生了巨大影響，這一轉變使得中國迅速實現了人口轉型，并通過“人口紅利”的集中釋放帶來高儲蓄。經濟增長與勞動年齡人口的大幅增加互相影響，又進一步提高了儲蓄率。［5］

中國人口年齡結構與高儲蓄率的關系到底是怎樣的？

圖1描述了1995―2008年期間國民儲蓄率與總人口撫養比的變動關系，根據該圖可知，2000年是這一變化的轉折年份，Kraay（2000）與Modigliani & Cao（2004）在人口撫養比方面的矛盾性可能與他們的數據區間不同有關，同時根據該圖可知，楊繼軍（2009）對2002―2007年短期的分析是合理的，即人口撫養比與儲蓄率呈現了負向關系。另外，由圖2和圖3可知，人口年齡結構與居民儲蓄率的關系有著明顯的城鄉差異，特別是在城鎮地區，楊繼軍（2009）的結論“人口撫養比對儲蓄率有負向影響”在這里被分解為，少兒撫養比對儲蓄率有負向影響，而老年撫養比對儲蓄率卻有著正向影響。為了更為全面的考察這二者的關系，本文借鑒Horioka和Wan（2007）的研究方法，同時考察少兒撫養比和老年撫養比對儲蓄率的影響關系，特別關注2000年以后的數據特點。另外，我國是一個由計劃經濟向市場經濟轉型的國家，在這個轉型過程中，財政手段的影響舉足輕重，例如稅收與財政支出會影響消費、投資與進出口，因此居民儲蓄就會因這種影響而發生波動，從這個角度講，財政政策特別是稅收規模或支出規模就會直接或間接地影響儲蓄率。基于上述原因，本文引入財政政策這一變量，來進一步考察人口年齡結構與居民儲蓄率的關系，以及財政政策所帶來的影響。

圖2城鎮居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系圖3農村居民儲蓄率與少兒、老年撫養比的關系二、變量、數據與方法

由于本文要考察人口年齡結構對居民儲蓄率的影響，同時納入財政政策，故被解釋變量分別選擇城鎮居民儲蓄率（saving rate of city）和農村居民儲蓄率（saving rate of rural），以區分城鄉差別的特點。在解釋變量里面，我們首先選擇人口撫養比作為人口年齡結構的衡量指標，依據Horioka和Wan（2007）具體選用少兒撫養比（young_foster）和老年撫養比（old_foster），以考察不同非勞動年齡撫養比的差別，這里少兒撫養比是指某一地區中少年兒童人口數與勞動年齡人口數之比，通常用百分比表示，以反映每100名勞動年齡人口要負擔多少名少年兒童。老年撫養比是指某一地區中老年人口數與勞動年齡人口數之比，用以表明每100名勞動年齡人口要負擔多少名老年人，老年人口撫養比是從經濟角度反映人口老化社會后果的指標之一。其次，我們選擇政府收入占GDP之比（rev_rate）和政府支出占GDP之比（sp_rate），以反映政府財政政策對儲蓄率的影響。以上解釋變量為核心變量，在此基礎上引入其他控制變量X，計量模型如下：

saving rate of city=a1×young_foster+b1×old_foster+c1×rev_rate+d1×sp_rate+M1×X+e1

saving rate of rural =a2×young_foster+b2×old_foster+c2×rev_rate+d2×sp_rate+M2×X+e2

在控制變量的選擇方面，首先，根據發展經濟學的觀點，一國在工業化的過程中應該有必要的儲蓄率保證，因此這里引入GDP增長率（gdp_growth_rate）；其次，由于我國是一個轉型國家，故應該納入表征轉型特點的指標，故引入第三產業比重（third_ratio）和二三產業比（trans_rate）以控制轉型國家數據模型的穩健性；再次，從微觀角度來看，居民儲蓄率同人口自然增長率有著一定的關系，故這里引入人口自然增長率（natural_rate）；此外，不同地區城市化水平有著明顯的差異，這里將納入城市化指標（urban_rate），具體使用地區城市人口占地區總人口比重來測度。

以上變量所需數據均來源于CEIC數據庫以及《中國統計年鑒》，數據區間為1999―2009年，原因是：（1）由于本文考察財政政策影響，受個別省份的財政收支數據的限制，省際財政收入與財政支出從1999年開始有完整的統計數據，從而保證了31個省市自治區的完整度。（2）Modigliani和Cao（2004）等文獻主要考察了2000年以前的情形，這里為了對比其結論的代表性以考察2000年以后的情形為主。（3）根據圖2和圖3可知，分析2000年以后的數據特點更能揭示出人口年齡結構與中國高儲蓄率的真實相關性。

本文使用31個省市自治區的面板數據來考察人口年齡結構對儲蓄率的影響，在這個影響機制中，特別引入了財政收支比重，以分析當財政政策發生變化時，人口年齡結構的儲蓄效應是否受到明顯的影響。具體而言，根據楊繼軍（2009）的結論，人口撫養比對儲蓄率有負向影響，這個由圖1就可看出，但再觀察圖2和圖3就會發現，少兒撫養比與老年撫養比的儲蓄效應是截然相反的，并且這個特點在城鎮地區極為明顯，那么這個差異是否與財政政策的變化有關聯？不同地區的地方財政情況有明顯的差異，因此本文再引入省際財政收支比重，以考察財政手段是否構成對“非勞動年齡撫養比的城鄉儲蓄效應”這一傳導機制的影響。

三、實證結果與分析

我們使用省際面板數據來考察人口年齡結構、財政影響與儲蓄率的關系，根據Hausman檢驗，本文只報告固定效應，結果如表1所示。

模型（1）和（2）為基本回歸方程，意在分別考察忽略財政政策時的少兒撫養比與老年撫養比對城鎮和農村居民儲蓄率的影響。然后引入控制變量：GDP增長率、第三產業比重、二三產業比、人口自然增長率以及城市化水平五個指標，同時引入財政收入比重與財政支出比重，形成模型（3）和模型（4），以考察兩種撫養比，以及財政政策調整對城鎮居民和農村居民儲蓄率的影響。進一步地，本文通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，針對城鎮居民與農村居民儲蓄率分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），并且計算財政收支規模的最優門限值，為后面的財政收支區間分析作準備。

根據模型（1）和（2）可知，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響系數均非常顯著，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，兩種撫養比的儲蓄效應形成巨大反差，這與圖2所顯示的特點是一致的；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響為正，而老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響為負，這個情況剛好與城鎮居民儲蓄率相反，這說明人口撫養比的儲蓄效應存在明顯的城鄉差異。

為了穩健性起見，模型（3）和（4）引入財政收入比重與財政支出比重，同時加入了5個控制變量，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的-0472增加至-0276，老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響系數由原來的0602減小至0575；少兒撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的0373增加至051，老年撫養比對農村居民儲蓄率的影響系數由原來的-0559減少至-0781。數據雖有少許變化，但總體上仍在1%的水平上顯著，且與原來的影響方向一致，說明人口撫養比對城鄉居民儲蓄率的影響作用是穩健的，這與Horioka和Wan（2007）的分析結果相反。當引入控制變量后，在影響城鄉居民儲蓄率的幾個因素中，最為突出的是二三產業比，它對城鎮居民儲蓄率與農村居民儲蓄率的影響系數分別為881和685，前者在1%的顯著水平上通過檢驗，后者在10%的顯著水平上通過檢驗，其次是少兒撫養比與老年撫養比。這說明影響城鄉儲蓄率的主要因素是二三產業比，它衡量了不同地區的轉型特點對儲蓄率的積累特性，其中的第三產業比重在城鎮居民儲蓄率的影響中系數較為顯著，但在農村居民儲蓄率的影響中并不顯著，由此可知二三產業比更適合控制轉型特征。在模型中，GDP增長率在城鎮方面通過了顯著性檢驗，而農村方面卻未通過檢驗，為此我們對模型（3）和（4）做了GLS回歸，結果表明，該系數的t值概率分別為0509和0031，城鎮居民方面未通過檢驗，而農村居民方面卻較為顯著，這個城鄉差異不足以說明GDP增長率對儲蓄率的影響，這與Horioka和Wan（2007）的結論相反。城市化水平對城鎮居民儲蓄率的影響系數較為顯著，而對農村居民儲蓄率的影響系數卻不顯著，這說明，城市化的儲蓄效應只在城鎮地區較為明顯，而在農村地區不明顯，這個結論也是顯而易見的。

考慮財政政策影響的情況，城鎮儲蓄率方面，引入的財政收入系數為0644，財政支出系數為-0706，兩個系數均在1%的水平上顯著，易見收入規模的擴張有利于城鎮居民儲蓄率的增加，而支出規模的擴張卻會導致儲蓄率的下降，且幅度較大。農村儲蓄率方面，少兒撫養比與老年撫養比的系數也較為顯著，系數正負與模型（2）和（4）一致，在引入的5個控制變量中，只有二三產業比和人口自然增長率通過了顯著性檢驗，引入的財政收入系數為-0415，而財政支出系數為0748，容易發現這與城鎮儲蓄率的情形正好相反。根據模型（3）和（4）可知，引入財政收支比重后，少兒撫養比與老年撫養比對城鄉儲蓄率的解釋力度仍較強，同時財政收支對城鄉儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差異。

下面通過引入財政收入比重與少兒撫養比、財政收入比重與老年撫養比、財政支出比重與少兒撫養比、財政支出比重與老年撫養比的交叉項來考察財政政策影響的強弱，由此分別形成模型（5）、（6）、（7）和（8），根據我們計算的財政收支規模門限值可得到表2和表3，通過分析不同的財政收支區間來反映撫養比對城鄉儲蓄率的影響。

根據表2可知，隨著稅收規模的不斷增加，少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響是先減小后增大，最優稅收規模為465%，而對農村居民儲蓄率的影響是先增大后減小，最優稅收規模為713%，城鄉儲蓄率存在著相反的特點。隨著支出規模的增加，少兒撫養比只對城鎮居民儲蓄率有影響，且影響是先減小后增大，最優支出規模為399%，而對農村居民儲蓄率沒有影響。剔除數據后，省際財政收入比重的均值為1911，標準差為757，最小值為851，最大值為5576，平均來看，財政收入比重沒有超過465%，故驗證了圖2中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的負向影響。類似的，農村居民儲蓄率的最優稅收規模為399%，而省際財政收入比重的均值為1911%，也未超過這個門限值，故驗證了圖2中少兒撫養比對農村居民儲蓄率的正向影響。省際財政支出比重的均值為1601，標準差為642，最小值63，最大值4502，平均來看，財政支出比重遠超過門限值86%，故驗證了表1中老年撫養比對農村儲蓄率的系數值-0559。

根據表3可知，隨著稅收規模的增加，老年撫養比只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優稅收規模為84%，而對城鎮居民儲蓄率沒有影響。隨著支出規模的增加，老年撫養比也只對農村居民儲蓄率有影響，且影響是先增大后減小，最優支出規模為86%，而對城鎮居民儲蓄率無影響。

從表2和表3可知，人口年齡結構對城鄉居民儲蓄率的影響不是簡單的單向關系，而是受到財政收支規模的制約，不同的稅收規模與支出規模可能對應著相反的儲蓄率效應。另外，人口撫養比對儲蓄率的影響也存在著明顯的城鄉差別。

一般來講，人口老齡化會影響居民儲蓄率，其原因如下：（1）在經濟領域，老齡化會對消費、儲蓄、投資、稅收等發生沖擊，在公共政策的視角下，僅僅依靠調節人口政策或某一部門的政策都不足以全面應對老齡化問題。［17］在這個宏觀系統的調整過程中，財政政策的作用直接或間接地平衡著儲蓄與消費的互動，比如財政支出尤其是消費性支出（如中國政府部門的三公消費）的增加通過擠出效應使得居民消費減少，從而改變了居民的儲蓄水平。（2）根據莫迪利安尼的研究，隨著年齡的增大，居民在年輕時會多儲蓄而到年老時就會拿出儲蓄部分來消費，因此人口老齡化的加劇應使得居民儲蓄率不斷下降。（3）人口老齡化過程導致了勞動力年齡結構的老化，勞動力年齡人口的中位數大幅增加，勞動力供給減少，收入就會隨之減少，因而儲蓄也相應減少。［18］

但是，根據中國數據的測算，結合表1可知，人口年齡結構的老齡化趨勢使得城鎮居民儲蓄率不斷增大，而使農村居民儲蓄率不斷減小，可能的解釋如下：（1）我國養老保障制度的二元結構。我國現有的養老保障制度設計是以城鎮職工為主，對城鎮職工實行社會養老保障，即個人、企業和政府三方責任共擔的企業職工基本養老保險制度。近年來，我國各地積極探索農村養老保障制度改革，但由于沒有統一的指導性文件，各地區改革在制度和標準上都不統一，農村社會養老保險的“碎片化”趨勢較為嚴重。目前全國31個省（市、自治區）的農村養老保險共有1900多個縣級統籌單位，標準大多是“一地一策”，這樣導致的結果是，不僅正在試點的新農保制度互不相同，即使是一地的農村社會養老保險也同時存在多種制度。另外，沒有納入試點的農村居民仍然只能依靠個人養老方式。從這個角度看，農村養老保障制度在各方面仍遠不如城鎮養老保障制度完善，這樣的城鄉二元結構保障制度使得城鎮老齡人口每月能得到一定數量的養老金，這在一定程度上保證了老年人的收入不減，近年來政府又提高了養老金的支付額度，使得城鎮老年人的腰包越來越鼓，故其儲蓄份額有所增加，但農村地區的養老保障制度仍未完善，出現的問題也較多，故農村居民在收入保障上遠遠不如城鎮居民。（2）勞動力年齡結構的老化。人口老齡化促使勞動力年齡結構的老化，這在城鄉都是一致的，但城鄉就業崗位性質的差別在于，城鎮地區的崗位多以腦力勞動為主，而農村地區的崗位多以體力勞動為主（相對而言），這就使得城鎮老年人仍可以有機會或有時間繼續工作，以獲得薪金收入。而農村老年人就會因身體的原因而走下崗位，收入也隨之減少。這樣的結果導致城鎮老年人仍有一定量的收入儲蓄起來，而農村老年人就失去了儲蓄的重要來源，因而農村儲蓄率必然下降。（3）財政政策的影響。我國的財政政策主要體現為城市偏向性的財政政策，［19］因而較容易地導致城鄉收入差距，例如社會保障支出較多地使城鎮老年人受益，而使農村老年人得益甚少。表3卻明確說明了人口老齡化的儲蓄效應只在農村地區受到財政政策的影響，在城市地區卻無影響，可見財政壓力對農村老年人的影響更大，財政收支比重稍微增加一點，農村老年人的收入就可能減少，這就影響到其儲蓄水平。

關于少兒撫養比的儲蓄效應，可能的解釋是，少兒年齡人口不具備勞動能力，因而沒有收入來源，少兒撫養比的增加使得社會負儲蓄增加，以提供足夠的經濟能力撫養少兒年齡人口。然而，少兒撫養比對儲蓄率的影響在城鄉之間有著明顯的反差，其原因可能是：（1）撫養小孩成本的城鄉差異。一般認為，小孩需要撫養的階段是指從一個孩子的出生直到其具備獨立的生存能力。撫養一個小孩需要的成本包括產前費用、生產費用、衣食住行、醫療費用、教育費用，以及其他不可預期的費用，而我國城鄉地區在這些成本支出項目上都存在著明顯的差距。據研究，城鎮居民基本生活線為594286元，而農村居民基本生活線為196801元，后者僅相當于前者的3312%。［20］這說明農村整體上的消費水平都遠低于城鎮，城鎮的高消費水平使得城鎮家庭撫養小孩的開銷大大增加，從而可儲蓄的部分就會相應地減少。而農村因其較低的消費水平而較小地影響其儲蓄能力，但農村居民儲蓄率的儲蓄效應系數為正數，也就是說，小孩數量的增加反而會提高農村家庭儲蓄水平。我們給出的解釋是，在農村一直都有養兒防老的傳統，所以農村家庭小孩多（尤其是男孩）的父母就會進行預防性儲蓄，以保證自己老了有人所養。（2）財政政策影響。一方面，財政收入的增加，如所得稅或消費稅的調整，很容易使城鎮勞動者的收入發生改變，而這卻較小地影響到農村勞動者，因而撫養小孩數量明顯會造成城鄉家庭儲蓄的巨大差異；另一方面，財政支出所具有的擠出效應（主要是消費性支出的擠出效應）會影響到城鎮居民而不會影響農村居民，因而少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響受到財政支出擠出效應比較大，而對農村居民儲蓄率則不會產生影響。

四、結論性評述

本文以1999―2009年的省際面板數據為樣本，對人口年齡結構、財政政策與高儲蓄率的關系進行了分析，結果表明：（1）影響我國高儲蓄率的主要因素不是人口的年齡結構，而是經濟體的轉型特征，產業結構的調整從宏觀角度改變了拉動經濟的投資消費比例，從而傳遞到居民部門，影響其儲蓄行為。（2）人口年齡結構對我國儲蓄率的影響存在著明顯的城鄉差異，其中少兒撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正；老年撫養比對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負。（3）財政收支比重對城鄉居民儲蓄率的影響也存在著明顯的差異，稅收規模對城鎮居民儲蓄率的影響為正，而對農村居民儲蓄率的影響為負；支出規模對城鎮居民儲蓄率的影響為負，而對農村居民儲蓄率的影響為正。

中國從1978年改革開放到現在，經濟體的運行具有明顯的轉型特征，這個特征不僅體現在產業結構調整上，而且也體現在微觀層面上，加之20世紀70年代實行的計劃生育政策，又改變了中國的人口年齡結構，這在很大程度上配合了轉型調整所帶來的儲蓄效應。在這個過程中，財政政策通過宏觀層面對經濟進行干預，使得城鄉居民的收入與消費行為發生改變，進一步影響到儲蓄能力。從以上原因來講，我國高儲蓄率的發生有其必然性和合理性。然而根據發展經濟學的觀點，經濟的發展將伴隨著儲蓄的減少，但就現狀而言，中國是世界上最大的發展中國家，中國仍處于并將長期處于社會主義初級階段，不能單憑改革開放后中國經濟總量快速的增長而忽視中國發展階段的實質。隨著中國人口老齡化的不斷加深，人口紅利的優勢將逐漸釋放直至消失，在此過程中國家調控的方向應是以優化產業結構、轉變經濟增長方式、加快人力資本積累等途徑為主，這些措施雖然看似較為傳統，但考慮到中國高儲蓄這個發展特點，它們的實施對促進中國經濟增長與發展仍具有重要的意義。

參考文獻：

［1］ Kraay, Aart Household Saving in China ［J］.The World Bank Economic Review, September, 2000, 14 (3): 545-570.

［2］ Modigliani, Franco and Shi Larry Cao. The Chinese Saving Puzzle and the Life-Cycle Hypothesis ［J］.Journal of Economic Literature, 2004, Vol. 42, No. 1 (Mar):145-170.

［3］ Horioka, Charles Y. and Junmin Wan. The Determinants of Household Saving in China: A Dynamic Panel Analysis of Provincial Data ［Z］.Federal Reserve Bank of San Francisco, Working Paper 2007.

［4］ 楊繼軍. 人口年齡結構轉變的儲蓄效應［J］.財經科學,2009(7):26-32.

［5］ 汪偉.經濟增長、人口結構變化與中國高儲蓄［J］.經濟學季刊,2009(7) :29-52.

［6］ Qian, Y.. Urban and Rural Household Saving in China［J］. IMF Staff Papers, 1988, 35 (4): 592-627.

［7］ 陳利平. 高增長導致高儲蓄：一個基于消費攀比的解釋［J］.世界經濟,2005(11):3-9.

［8］ 宋錚. 中國居民儲蓄行為研究［J］.金融研究,1999(6):46-50.

［9］ 萬廣華,張茵,牛建高. 流動性約束、不確定性與中國居民消費［J］.經濟研究,2001(11):35-44.

［10］ 羅楚亮. 經濟轉軌、不確定性與城鎮居民消費行為［J］.經濟研究,2004(4):100-106.

［11］ Blanchard, Olivier J. and Francesco Giavazzi. Rebalancing Growth in China: A Three-Handed Approach ［Z］. MIT Department of Economics working paper, 2005, No.5.

［12］ Chamon and Prasad, why are saving rates of urban households in China rising? ［J］.American Economic Journal- Macroeconomics, 2010, 2: 93-130.

［13］ Wei and Zhang. The Competitive Saving Motive: Evidence from Rising Sex Ratios and Savings Rates in China ［Z］, NBER Working Paper, 2009, No. 15093.

［14］ Kuijs, L.. How Would China’s Saving and Investment Evolve? ［Z］.World bank Policy Research, Working Paper 3958, 2005.

［15］ 李揚,殷劍峰. 勞動力轉移過程中的高儲蓄、高投資和中國經濟增長［J］.經濟研究,2005(2):4-15.

[16]余長林.發展中國家知識產權保護與經濟增長[M].北京：經濟科學出版社，2010：329.

［17］ 彭希哲,胡湛. 公共政策視角下的中國人口老齡化［J］.中國社會科學,2011(3):121-138.

［18］ 齊傳鈞. 人口老齡化對經濟增長的影響分析［J］.中國人口科學,2011年增刊:54-65.

［19］ 陸銘,陳釗. 城市化、城市傾向的經濟政策與城鄉收入差距［J］.經濟研究,2004(6):50-58.

［20］ 周發明,楊靖. 基于ELES模型的中國城鄉居民消費結構實證研究［J］.江西農業大學學報（社科版）,2010(3):84-89.

收稿日期：2011-10-12

篇4

關鍵詞：人口年齡結構；人口負債；經濟增長

中圖分類號：F830.48 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2014）02-0015-02

我國人口年齡結構在現階段出現了人口老齡化現象，人口老齡化對經濟帶來的問題主要是指人口負債，在醫療、財政支付和養老保險制度上。隨著人口紅利機會窗口逐漸消失，社會老齡化的現象越來越成為研究者關注的焦點。我們可以認為人口紅利是對往期人力資本投資的一種收入，那么人口老齡化就是人口變遷所呈現的經濟、社會負債。

一、中國人口年齡結構變化趨勢

中國人口年齡結構主要表現在出生率、死亡率、人口增長率和總負擔比、兒童撫養比以及老年撫養比兩個方面。中國人口年齡結構轉變是在國家政策的實施下提前發生和進行的。20世紀70年代，中國人口年齡結構開始發生巨大的變化，到90年代人口紅利的機會窗口開始顯示，但是隨之2000年，全國65歲以上老人占全國人口總數達到了7%以上，也預示著中國人口老齡化也提前到來。

從下圖可以看出，中國人口出生率從1978年到1987年都處以一個上升時期，最高點在1987年達到23.33個百分點。但從該年以后出生率都處于一個下降趨勢，從最高點開始下降到2010年11.90個百分點；死亡率的變動情況一直處于一個變幅不大的水平區間，但是2000以后可以看出，死亡率開始上升。由于死亡率保持一種不變的速率，人口增長率的起伏與出生率正相關，在1987年是一個臨界點，該點之前，人口增長率表現出高增長水平，1987年以后，人口增長率開始下降。

從人口總負擔比、兒童撫養比和老人贍養比的情況來看，總撫養比與少兒撫養比正相關。自改革開放后，人口總負擔比與少兒撫養比開始下降，大致可以分為三個階段：第一階段是1978年到1987年，在這一階段總負擔比和兒童負擔比迅速下降，可表現為計劃生育政策實施后，兒童數量開始下降而勞動者開始增加；第二階段是1987年到1999年，總負擔比和兒童負擔比變化不大，處于平穩波動過程，可認為經過計劃生育政策后，出生率陡然下降，但是隨后出生率達到平穩下降水平，此時勞動力卻在之前兒童成長后開始增多，也達到勞動者數量略有增長的平穩過程；第三階段是2000年到現在，經過十多年人口變化后，十年前的勞動者開始走向老人階段，老齡化開始出現。因此，總負擔比中老人負擔比開始增加，兒童負擔比隨著社會經濟的發展，人們更加理性地對待“一個孩子“的問題，出生率下降。老人撫養比在三十多處于平穩增長階段，以2000年是一個臨界點，在2000年老人負擔比上漲到7.0%以上，中國開始進入老齡化階段。

中國經濟奇跡有很大因素是來源于中國人口年齡結構的變動。中國經濟增長中人口勞動力的貢獻超過了25%。中國的人口紅利逐漸式微，對于勞動力的減少和老人撫養比的上升會影響中國經濟的可持續增長。也就是說人口年齡結構的進一步的發生改變，對中國經濟會產生不確定的影響。

從下表中可以看出，15歲-59歲的勞動者在2008年出現下降，2012年出現負值，15歲-65歲這一年齡段的人口增長將會持續到2014年，達到9.97億人口。社會總供給勞動力數量開始遞減，勞動力出現短缺既能表現在總數量，也能表現在質量上面，中國對兒童成長教育的觀點是以讀大學本科、碩士研究生和博士生為榮，而對少年去參加技校，學一門技術的職業學校卻帶有鄙視心理，這種心理的作用也造成了我國勞動者在藍領階層出現短缺，在大學生及以上學歷的水平上畢業生出現過剩的現象。

通過分析中國近三十年來的變動軌跡可以總結出我國人口年齡結構變動的總體呈現以下特征：第一，勞動人口在總人口比重逐漸上升，其中勞動人口中的就業人數也呈增長態勢；第二，相比勞動人口比重，少年和老人人數在總人數的比重呈現相反趨勢，兒童少年人數逐漸下降，老人人數比例逐漸增加；第三，與經濟增長速度相比，人口結構轉變速度要高與經濟增長速度，這種人口轉變速度不是指的是人口增長速度，而是人口逐漸老齡化速度加快，與之相配套的經濟增長總體結構并不能與之相適應，會呈現養老福利基金缺口現象；第四，人口年齡結構變動特征和人口紅利的出現、消失以及老齡化的出現是在計劃性政策的干預和經濟發展共同驅動的結果；第五，人口年齡結構變動具有不均衡特征，表現在城鄉變動不均衡和地區變動不均衡。城鄉人口年齡結構變動不均衡是因為農村中存在無限勞動供給使農村勞動力大量向城市遷移，地區人口年齡結構變動不均衡是因為東部地區經濟發展程度要高于中西部地區，是中西部地區勞動力相東部地區遷移，隨著西部地區的大開發政策和中部地區的崛起政策，以及東部發達城市生存成本過高導致東部地區勞動者又開始向中西部地區流動。

二、人口負債分析

隨著人口紅利機會窗口逐漸消失，人口老齡化就是人口變遷所呈現的經濟、社會負債。老人的增加，勢必會增加財政支付和較少生產勞動力，降低社會總體收入，對于這一系列的影響，可認為是人口負債。

老齡化對經濟的影響主要表現在人口負債上面。中國在2000年就已經進入老齡化時期，但是中國經濟尚未達到應有的發達水平，人民生活水平還沒有得到質的提高，社會養老保險機制尚未完全建立，中國現行家庭的“四二一”格局使得家庭贍養壓力增大，中國將會出現“未富先老”的局面。中國由于在政策上對人口變動實行強制性的管理，使得我國人口年齡結構與其他國家變動不一致，在中國經濟運行規律上也表現不一致，使中國在沒有達到富裕水平的時候人口就已經在開始老齡化，而這種“先老”的局面也增加了社會勞動力供給緊張的情況。

根據聯合國對中國人口年齡結構的預測，在2030年以前，中國0-14歲區間的人口比重逐步下降，15-64歲區間的人數呈現先上升后下降的變動情況。勞動人口的絕對規模在2015年將會達到最高點。從而可以得出一個重要的信息，中國人口總體不僅出現老齡化，并且勞動力人口也在將來出現老齡化現象，這種現象對經濟增長將會產生一定的副作用，也可以認為是提前到來的人口紅利對在未來進行經濟補償，也就是人口負債會在我國出現。

三、人口年齡結構變動與經濟增長可持續性分析

中國經濟自改革開放后其增長速度年平均達到了9.79%，這種高速增長狀況一直保持著持續性，被世界稱為“經濟奇跡”。中國經濟增長模式一直是以高投資為主要形式，拉動中國經濟的“三駕馬車”——消費、投資和出口，其中投資對經濟增長的貢獻超過了50%，較高的資本形成率促使了中國經濟的持續增長。但這與索洛模型所得出來的結論向左。索洛模型認為，資本對經濟增長具有邊際報酬遞減規律，儲蓄向投資轉化的比率與人均產生水平成正相關，高的儲蓄投資轉化率可以促使人均產生的增加，但是這種穩定狀態不是穩定的，具有不可持續性。中國能夠保持經濟增長的持續性，是因為中國人口年齡結構變動導致在勞動力市場供給方面有充足的勞動者。勞動者在各部門自由流動，由低生產率部門向高生產率部門轉移，從農村向城市地區遷移，使得中國經濟保持持續增長。

但是隨著中國人口結構中老年人口逐漸增加，勞動者所占比開始下降，勞動力市場的無限供給開始向有限供給方向發展，“劉易斯拐點”即將出現。基于此背景，中國一直保持的高投資驅動高增長的模式可能受到挑戰。另外，具有工作收入的人群具有投資擴散效應，他們對投資和儲蓄的需求會導致外資流入國內；但隨著人口偏向老年型轉移，這種投資擴散效應也開始消失，隨之對資本流入造成影響，甚至可能出現資本外流的情況。

篇5

【關鍵詞】生命周期假說；年齡結構；性別比；消費

人口年齡結構和消費的研究是建立在“生命周期假說”（LCH）的基礎上。據LCH，一個國家的邊際消費傾向與其人口年齡結構有關。如果年輕人和老年人的比例增加，社會的邊際消費傾向會提高，如果中年人的比例越大，則MPC將減少。

一、數據選取

本文選取了在1980～2010期間，關于美國和中國人口特征（性別比、人口年齡結構）和消費方面的數據。數據來自EPS全球統計數據庫的世界經濟數據庫和全球宏觀經濟數據庫。

二、變量

本文中，被解釋變量是最終消費。解釋變量是人口特征的相關變量，可以分為兩部分：少兒撫養比（CDR）和老年贍養負擔（ODR），作為人口年齡結構的變量；性別比。另外，消費還會受到除人口因素之外的其他因素的影響，有必要選擇其他變量，如利率，通貨膨脹率，DPI，基尼系數。

三、模型設計

通過多元線性回歸檢驗人口年齡結構、性別比對消費的影響，模型如下所示CONt=α+β·CONt-1+γ·CDRt+φ·ODRt+λ·RIt+ψ·AIt+ρ·IRt+θ·URt+μt，CONt和CONt-1分別是第t期和t-1期的消費，CDRt是少兒URt撫養比，ODRt是老年贍養負擔，RIt是實際利率，AIt是人均收入，IRt是通脹率，URt是基尼系數，Ut是擾動項。

四、實證結果

為了避免偽回歸，對數據進行處理，保證其平穩性，用處理后的數據進行回歸。回歸結果中CDR，ODR和SR的系數均為負。如果少兒占勞動人口的比例增加1％，消費量將減少0.79％。這一結果與LCH的觀點矛盾。這種現象的一個合理的解釋是流動性約束。至于為什么ODR的系數是不顯著，也許是由于消費在很大程度上是取決于當前收入而不是長期收入。因此，中國的數據并不支持LCH的觀點。在控制人口增長之后，正的SR系數表明，婦女往往比男性消費更多，這是與現實相一致。

對美國的數據進行回歸。結果顯示，CDR的系數為正，這意味著，隨著兒童人口的增加，消費量將增加。它說明在美國，流動性約束的影響是非常小的。SR的系數也為正，這表明，即使在美國，女性也比男性消費得多。另外，無論是在美國和在中國的ODR的系數都為負。可能是因為要留遺產給子女或以前無計劃的消費使老年之后用來消費的收入變少。

五、總結

在中國，由于流動性約束的存在，兒童人口的增加引起消費下降。然而，在美國，情況就不同了。此外，在這兩個國家的老人的比例負消費都是負相關，這與LCH的觀點相反。最后，這兩個國家的數據都證明了女性比男性消費更多。

參 考 文 獻

篇6

關鍵詞:人口年齡結構;基本養老保險;基金缺口

中圖分類號:F840.67 文獻標識碼:A 文章編號:1003-5192(2010)02-0037-05

Quantitative Analysis on Change of Age Structure to the Fund Gap

on China Basic Pension Insurance: A Case of Shaanxi Province

ZHANG Si-feng1, WANG Li-jian2, ZHANG Wen-xue1

(1.School of Public Policy and Administration, Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710049, China; 2.Scool of Humanities & Social Sciences, Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710049, China)

Abstract:In order to demonstrate the associative relationship between change of age structure and the fund gap on china’s basic pension insurance, this article has first used the differential equation to describe the mechanism of action between change of age structure and the fund gap; and then constructed the forecast model of population age structure and the fund gap on basic pension insurance under discrete state. Based on which and the author combining with birth policies and correlation data in Shaanxi province to do some numerical simulation and comparison to basic pension insurance fund revenue, expenditure and the gap of Shanxi province from 2007 to 2050 according to the high birth rate plan and the low birth rate plan. The conclusion showed that the basic pension insurance fund gap according to the high birth rate plan is less than the calculated result according to low birth rate plan, both of them has differed in accumulation with 37,553,660,000 Yuan.

Key words:age structure; basic pension insurance; fund gap

1 引言

1997年,國務院頒布的《關于建立統一的企業職工基本養老保險制度的決定》[1]標志著我國基本養老保險“統賬結合”模式的形成。在這一模式下,1998~2007年全國基本養老保險基金累計結存7391億元;但是,在這10年間,平均每月支付養老金268.68億元,而基本養老保險基金平均每年的結存額只有739.1億元,僅能夠支付2.75個月的養老金,低于國際上公認的儲備水平[2]。據預測,至2075年,我國基本養老保險基金缺口將累計達到9.15萬億元[3],嚴重威脅著社會的和諧運行。

近年來,部分學者利用精算學原理對養老保險基金缺口進行了定量研究,構建了基本養老保險基金缺口精算模型[4],研究發現,基本養老保險基金缺口的影響因素主要有養老保險覆蓋率、工資增長率、退休年齡、人口老齡化、企業欠繳、征繳基數、轉制成本、替代率等[5~8];但是,這些研究大都忽略了影響基本養老保險基金收支的最基本因素――人口年齡結構。人口年齡結構是指一定時點、一定地區各年齡組人口數在總人口數中所占的比重。在職參保職工的繳費是基本養老保險基金收入的主要來源,離退休參保職工領取的養老金是基本養老保險基金支出的主要部分。人口年齡結構變動使得在職參保職工和離退休參保職工數量發生改變,從而引起基本養老保險基金收支的變動。因此,忽略人口年齡結構變動因素而只側重于參數調整的基金缺口研究是有一定局限的。John[4]系統地闡述了COPD模型在分年齡組人口預測方面的應用;Seidman[5]運用時間序列法對社會保障體系中的退休人員數量進行了預測;劉貴平[9]以全國范圍內的人口出生率和死亡率為基礎,研究勞動年齡人口結構變動對養老保險的影響;Zsuzsa[10]利用精算分析法分別對匈牙利和英國的養老金收支狀況進行了測算。從作者檢索的文獻來看,雖然有部分學者注意到了人口年齡結構與基本養老保險基金缺口的相關性,但尚未形成較成熟的理論成果。

本文運用微分方程描述人口年齡結構變動對基本養老保險基金缺口影響的作用機理,并分別構建人口年齡結構預測模型和基本養老保險基金缺口預測模型,運用實證數據進行數值模擬與比較研究。

2 基本假設

人口年齡結構與基本養老保險基金收支之間存在這樣的關系:(1)出生率影響兒童少年人口數,決定未來勞動年齡人口數,勞動年齡人口數與基本養老保險覆蓋率共同影響供給主體數量,從而影響基本養老保險基金收入;(2)勞動年齡人口數決定未來老年人口數,老年人口數與基本養老保險覆蓋率共同影響領取主體數量,從而影響基本養老保險基金支出;(3)基本養老保險基金收入與支出的數量關系決定了基本養老保險基金缺口。見圖1。

(4)式表明了連續狀態下人口年齡結構變動與基本養老保險基金缺口的相關關系。由于我國尚未建立基本養老保險基金缺口實時監控機制,且基本養老保險基金缺口的測算時間一般為年末,所以,以年為單位離散狀態下的測算模型更適合我國的實際。本文以上述基本假設為理論起點,探討離散狀態下人口年齡結構變動與基本養老保險基金缺口的相關關系。

3 模型構建

3.1 人口年齡結構預測模型構建

4 模型應用

4.1 陜西省人口年齡結構變動方案設定

陜西省人口出生率水平在2001年以前較高,2001年至2006年呈穩定趨勢。參照聯合國經濟與事務部每年公布的對世界人口的展望和預測中關于人口出生率水平的設定方法,及國內學者的相關研究[12],本文設計兩種出生率方案:(1)低出生率方案。考慮陜西省現行的生育政策及計劃生育工作的執行力度,假定在目標區間內陜西省保持政策穩定,根據2001~2006年的陜西省出生率數據,運用ARMA模型可得目標區間內陜西省的出生率。(2)考慮到陜西省政府在控制出生率方面政策的松動,假設未來5年陜西省的出生率向1998~2006年間的平均出生率11.34‰以直線趨勢逼近,到2011年達到11.34‰,2011年以后維持這一出生率水平不變。

4.2 參數設定

(1)測算區間的選擇

(3)基本養老保險基金收支參數設定

①職工就業年齡a。根據陜西省社保局統計數據,近年來職工就業年齡一般為20~22歲,本文將陜西省就業年齡a設定為21歲。

②職工退休年齡b。根據《勞動法》中關于職工退休年齡的規定,通過對陜西省男女人口數量加權平均,得出陜西省職工平均退休年齡b為58歲。

③職工生存極限年齡ω。根據《全國市鎮從業人口生命表(2000)》,極限年齡ω取90歲。

⑥基本養老保險基金投資收益率r。目前陜西省養老保險基金投資市場還不完善,其投資對象主要是儲蓄或者購買國債。我國長期國債利率在4%~5%之間,本文將基本養老保險基金投資收益率r設定為5%。

⑦養老金年調整率k。根據陜西省勞動廳1998年文件《關于規范基本養老金計發基數有關問題的通知》,基本養老金的計發基數調整的最高增加金額,不得高于上年地市職工月平均工資增長數額的60%,因此本文將養老金年調整率k設定為3.72%。

⑧基本養老保險覆蓋率O。2000年,陜西省在職職工和退休職工基本養老保險覆蓋率分別為13%和22%,2000~2006年間,在職職工和退休職工基本養老保險覆蓋率年增長速度平均為0.33%和1.28%。以2000年為基數,假設預測期內在職職工和退休職工基本養老保險覆蓋率年增長速度為0.33%和1.28%,分別增長至30%時,就不再增長。

⑨替代率T。我國基本養老保險的目標替代率為60%,但2001年陜西省基本養老保險替代率為84%,到2005年下降至76%,假設未來一段時間內,陜西省基本養老保險替代率依照2001~2005年的趨勢下降,可得2001~2013年替代率以2001年為基數,持續以每年2.47%的速度遞減,直至2013年替代率達到60%,假設2013~2050年維持在60%。

4.3 預測結果

本文在不考慮1998~2006年基本養老保險基金缺口累計額的前提下,根據(10)式及上述賦值參數,預測2007~2050年兩種方案下陜西省基本養老保險基金缺口,見圖2。

在整個預測期內基本養老保險基金支出都大于收入,低出生率方案下基本養老保險基金缺口累積值為3648.8410億元,高出生率方案下基本養老保險基金缺口累積值為3273.3044億元,隨著人口老齡化速度的加快,基金缺口呈上升趨勢;2007~2028年間,兩種出生率方案下人口年齡結構對基本養老保險基金收支沒有影響,原因是基年新增人口要到21年后才能參加基本養老保險,當前生育政策調整對基本養老保險制度的影響有21年的時滯;2029~2050年間,高出生率方案下測算的基本養老保險基金缺口小于低出生率方案的測算結果,兩者累計相差375.5366億元,原因是高出生率方案下2029年進入基本養老保險制度的新增人口數大于低出生率方案下的新增人口數,引起基金收入的變化,但生育政策尚未影響到離退休職工數量,基金支出不變,從而引起基金缺口的差異,因此,可通過調整生育政策,提高出生率來預防未來基本養老保險基金缺口的不斷擴大。

5 結論

人口年齡結構變動對基本養老保險基金缺口影響的作用機理可以用微分方程表示,由于我國尚未建立基本養老保險基金缺口的實時監控機制,本文采用離散狀態下的測算模型,比較分析低出生率方案和高出生率方案下基本養老保險基金缺口的規模,研究發現高出生率方案下的基金缺口小于低出生率方案下的基金缺口。

為了減小基本養老保險基金缺口,本文建議從兩個方面調整現行政策:第一,適當放寬生育政策和提高基本養老保險參保率。基本養老保險基金缺口在高出生率方案下小于低出生率方案下的測算結果,因此,通過放寬生育政策提高出生率是減小基金缺口的重要手段;此外,通過提高勞動年齡人口的覆蓋率,可以增加基金收入,從而減小基金缺口。第二,提高退休年齡,降低撫養比。從人口發展態勢來看,我國在2015年以前勞動年齡人口處于遞增階段,2015年以后,15~59歲人口開始遞減,這時可以逐步提高退休年齡,降低撫養比,以減輕基本養老保險基金支付的壓力,減小基金缺口。

參 考 文 獻:

[1]國務院.關于建立統一的企業職工基本養老保險制度的決定[Z].中華人民共和國勞動與社會保障部網站,1997.

[2]國家統計局人口和就業統計司,人力資源和社會保障部規劃財務司.中國勞動統計年鑒2008[M].北京:中國統計出版社,2009.

[3]鄧大松,張三保.對重構我國現行社會保障基金制度的思考[J].長江論壇,2006,(4):32-35.

[4]John. COPD: A prevalence estimation model[J]. The Economic Journal, 2006, (2): 78-89.

[5]Seidman L S. Forecasting the number of social security retirees: improving forecasts for better policy making[J]. Social Policy & Administration, 2003, (1): 32-48.

[6]王曉軍.對城鎮職工養老保險制度長期精算平衡狀況的分析[J].人口與經濟,2001,(10):39-41.

[7]饒惠霞.我國基本養老保險基金收支失衡的原因及對策[J].經濟問題探索,2005,(10):122-124.

[8]俞承璋,孫謙,俞自由.影響我國養老保險收支平衡的因素分析及對策[J].財經研究,1999,(12):26-31.

[9]劉貴平.人口變化與我國城鎮職工養老保險[J].人口學刊,2000,(4):31-33.

[10]Zsuzsa. Social security in hungary: a balance sheet after twelve years[M]. Blackwell Publisher, 2002. 167-189.

[11]張思鋒,等.社會保障精算理論與應用[M].北京:人民出版社,2006.89-97.

[12]封進.人口轉變、社會保障與經濟發展[M].上海:上海人民出版社,2005.217-254.

[13]Karmeshu. Demographic models of urbanization[J]. Environment and Planning B: Planning and Design, 1988, 15(1): 47-54.

[14]李樹茁,姜全保,劉慧君.性別歧視的人口后果――基于公共政策視角的模擬分析[J].公共管理學報,2006,(2):90-98.

篇7

大家新年好!

“風雨送春歸，飛雪迎春到”。今天我們歡聚一堂，在這里隆重舉行xx街道迎新春聯歡會。首先，我們要向剛獲得表彰的先進個人表示熱烈的祝賀。這些先進個人是經過街道、社區有共同推選出來的，由于指標有限，還有許多優秀的同志沒有獲得表彰，希望你們不要氣餒，爭取在20xx年度總結表彰會上走上領獎臺，也希望受到表彰的同志戒驕戒躁，新年再立新功，再創佳績。

回顧20xx年，我們感慨萬分。20xx年是我們的籌建之年、開創之年。盤點過去，我們圍繞“三條主線，搞好一個調研”開展開展籌建工作，至少我們取得了五個不容易的成績。

第一個不容易：4個月不到的籌建時間，南鋼街辦在8月2日被市政府批準，并于11月5日成功舉行了成立揭牌儀式。[蓮~山 課件]

第二個不容易：爭取了方大特鋼公司的支持，于7月22日搬入原社會事務部辦公。改變了打游擊辦公局面，并爭取了區財政支持，辦公樓裝修一新，莊重大方，亮堂氣派。

第三個不容易：8月12日家園社區與社會事務部簽訂了公共事物管理協議，為打造高星級社區和創先爭優品牌社區奠定了堅定的基矗[蓮~山 課件]

第四個不容易：我們成功舉辦了“玉兔迎春文化周”系列活動，規格之高、場面之大、反響之好，為打造“文化名街”創造了一個良好的開端。

第五個不容易：昨天在全區新春聯歡會上獲得了大合唱三等獎，不但超過了本區的其他兩個街道，甚至還超過了江西第二鎮。鄧主任昨天在省藝術中心連續兩次上臺領獎，真是捷報頻傳，大快人心。為20xx年開了個好兆頭。

這些成績的取得，是區委、區政府正確領導的結果;是方大特鋼公司、區紀工委、鋼城派出所和一些兄弟單位關心支持的結果;是全街上下共同努力的結果。事實證明，我們是個優秀的團隊，我們是個出色的團隊，我們是一流的團隊，我們是最能干大事業的團隊。在此，我謹代表xx街道黨工委、辦事處向你們表示衷心地感謝和崇高的敬意!

展望20xx年，我們豪情滿懷。20xx年是“十二五”規劃的開局之年，更是新成立xx街道的基礎之年，關鍵之年，我們將圍繞“工業強街、文化名街”的發展定位，至少做好五篇文章。第一，要做好健全機構，加強隊伍建設這篇文章;第二，要做好服務居民，促進和-諧穩定這篇文章;第三，要做好服務企業，加快政企合作這篇文章;第四，要做好項目建設，增強自我造血這篇文章;第五，要做好創先爭優，打造特色亮點這篇文章。

我們還清醒的認識到，在新的一年，我們將遇到不少的困難和挑戰。但是人生沒有彩排，每天都是現場直播，把握好現在，努力做好每件事，讓每天沒有虛度。人生是個過程，一百年前我們誰也不認識誰，一百年后我們誰也認識誰，認識是種緣分。要珍惜我們在一起的每一分每一秒。人生是面鏡子，你對它哭，它也就對你哭;你對它笑，它也對你笑;你對他馬馬虎虎，它也就給你一個馬馬虎虎的人生;你對他精益求精，它也就給你一個優質的精采人生。

同志們：虎歸山谷雄風在，兔到人間喜氣來。讓我們在新的一年里同心同德，同甘共苦，同舟共濟，迎難而上，開拓創新，為打造“居民滿意、企業滿意、政府滿意”的一流街道而努力奮斗。

我相信，xx街道的明天一定會更加美好!

篇8

關鍵詞：年齡；濃度；活力；形態；DNA結構完整性

在不育夫婦中，男性不育因素約占50%[1]，DNA損傷可能影響輔助生殖技術（ART）的結局，增加復發性自然流產的發生率及卵胞漿內單注射（ICSI）后代的遺傳風險等相關風險[2]。因此DNA完整性檢測不僅有助于探索不育的病因，而且有望成為ART治療結局的重要評估手段[3]。局部溫度增高、嚴重身心疾病、高熱、環境毒物、吸煙、嗜酒、藥物和年齡增高等原因都可能造成DNA的損傷，相關研究證實，空氣污染和吸煙均會導致DNA的碎片化程度增高[4]。本研究通過分析患者的濃度、活力及形態的常規檢查和DNA結構完整性檢測結果，并結合患者年齡，以探討不育患者年齡、濃度、活力及形態學與DNA完整性的相關性。

1資料與方法

1.1一般資料 選擇2013年1月～2014年5月在洛陽市婦女兒童醫療保健中心生殖醫學研究所就診的行DNA完整性檢測的874例男性不育患者作為本次研究對象。納入標準為：年齡在20～50歲（含20及50歲）的身體健康、無家族遺傳性疾病、無外傷及障礙病史、無不良生活習慣（嗜酒、吸毒等），、附睪及輸精管體檢無明顯異常[5]的男性患者。

1.2方法

1.2.1標本收集 禁欲2～7d，法取于一次性采集器內，置37℃溫箱液化，常規記錄的體積、pH值。

1.2.2 常規檢查 采用康泰CMS100醫學影像學工作站【康泰質量析系統】分析的濃度、活力。標本洗滌后，涂片，以（臺資）珠海貝索生物技術有限公司的Diff-Quik試劑快速染色，應用康泰CMS100醫學影像學工作站【康泰質量析系統】分析形態。

1.2.3DNA碎片檢測 本研究方法采用染色質擴散法，試劑選用深圳市博銳德生物科技有限公司生產的DNA碎片檢測試劑盒。標本主要處理過程：常規檢查后以生理鹽水調整液化的新鮮濃度至5～10×106/ml。取出濃度為5～10×106/ml的待測標本60μl加入已熔化的易熔凝膠管，充分混勻，37℃孵育待用。將包被載玻片置于2～8℃冰箱預冷5min取出，迅速加入30μl凝膠混合液于載玻片上，迅速蓋上蓋玻片，置于2～8℃冰箱，使其凝固。5min后從冰箱中取出載玻片，小心移去覆蓋在上面的蓋玻片。將載玻片立即垂直浸入盛有反應液A的反應池，20～28℃準確反應7min，取出載玻片，濾紙吸去背面及側面殘存液體，再將載玻片垂直浸入盛有反應液B的反應池內，20～28℃準確反應25min，取出載玻片，濾紙吸去背面及側面殘存液體，再將載玻片水平浸入蒸餾水中5min，其間換水1～2次。將載玻片依次放入分別盛有70%、90%和100%乙醇的反應池中各2min。空氣中自然干燥后，載玻片以瑞氏染液15～20滴覆蓋，稍等片刻再緩慢地加入瑞氏緩沖液30～40滴，以洗耳球輕輕吹打混合染液，室溫15min后以流水輕輕沖洗染片。自然干燥或吹干后，在高倍顯微鏡下觀察500個，計數存在DNA碎片的數量。DNA碎片判定標準為：頭部僅產生較小的光暈或無光暈，單側光暈的厚度不超過頭部最小直徑的1/3。DNA碎片率（%）=存在DNA碎片數÷被觀察總數×100%。正常參考值：DNA碎片率

1.3統計學分析 數據分析采用SPSS13.0軟件完成，計量資料以x±s表示。各組組間的分析采用單因素方差分析。不育男性DNA完整程度與年齡、濃度、活力和形態的相關性分析采用Pearson相關系數并進行顯著性檢驗。以P

2結果

2.1年齡與DNA完整程度的關系 年齡以35歲為界限分組，

2.2濃度與DNA完整程度的關系 按照濃度100×106/ml，分成三組檢測其DNA碎片率x±s分別為13.8±7.30，13.5±6.77，15.3±6.77，結果顯示，當濃度低于正常值15×106/ml時，與濃度正常時DNA碎片率無明顯統計學差異（P>0.05）；當濃度>100×106/ml比濃度15～100×106/ml時DNA碎片率增高，且具有統計學意義（P值

2.3總活力與DNA完整程度的關系 按總活力正常及不正常分組，總活力

2.4形態學與DNA完整程度的關系 以正常形態率≥4%分界，0.05）。見下表：

3討論

異常是導致男性不育的主要原因之一。目前男性常規檢查主要包括的量、pH值、的濃度、活力和形態[7]。但臨床中大約有15%的男性不育癥患者，常規檢查是正常的[8]。因此，僅僅進行常規檢查而進行男性生育能力以及助孕治療結局的判定還是不夠的。在過去的10 年中，人們越來越重視DNA完整性在男性不育診療中的作用。國外文獻報道較多，但國內相對有限，且認識不一，有學者認為DNA完整性與常規各參數無相關性[9]；有的認為DNA碎片化指數與的密度、總活動率及正常形態率具有負相關性[10]；還有的認為與男性年齡顯著性正相關，與直線運動百分率顯著性負相關[11]。為進一步研究DNA完整性的臨床意義，我們從2013年1月起，對在我中心生殖醫學研究所接受輔助生育技術治療的患者進行了DNA碎片與輔助生殖技術相關性的研究，該項目在洛陽市科學技術局立項（項目編號1302018B）。同時，對不育癥門診就診的男性患者DNA結構完整性與年齡、濃度、活力及形態等參數的相關性進行了研究，結果發現，患者年齡大于35歲時，DNA碎片率高于小于35歲者，說明DNA碎片率與年齡有關；濃度在100×106/ml以下時，DNA碎片率無明顯差異，當濃度大于100×106/ml時，DNA碎片率明顯增高，且具有統計學意義，原因尚不明確；總活力小于40%時，DNA碎片率明顯增高，說明DNA碎片率與活力有關；形態學方面，正常形態與DNA碎片率無統計學意義，無明顯相關性。本研究可以得出，DNA碎片率與年齡、濃度及活力均有關，而與形態無關。

參考文獻：

[1]World Health Organization（WHO）.Laboratory Manual for the Examination of Human Semen and Sperm-Cervical Mucus Interaction[M].4th ed.Cambridge：Cambridge University Press，1999：1-26.

[2]徐志鵬，孫海翔，張寧嬡.DNA損傷與輔助生殖技術[J].中華男科學雜志，2008，149（3）：259-263.

[3]Zini A，Fischer MA，Shafir S，et a1.Prevalence of abnormalsperm DNA denaturation in fertile and infertile men[J].Urology，2002，60（6）：1069-1072.

[4]Rubes J，Selevan SG，Rvevson DP，et a1.Episodic air pollution is associated with increased DNA fragmentation in human sperm without other changes in semen quality[J].Hum Reprod，2005，20（10）：2776-2783.

[5]Benchaib M，Braun V，Lornage J，et a1.Sperm DNA fragmentation decreases the pregnancy rate in an assisted reproductive technique[J].Hum Reprod，2003，18（5）：1023-1028.

[6]世界衛生組織.人類檢查與處理實驗室手冊[S].第五版.2010.

[7]World Health Organization（WHO）.Laboratory Manual for the Examination of Human Semen and Sperm-Cervical Mucus Interaction[M].Cambridge：Cambridge University Press：1999.

[8]Agarwal A. Allamaneni S S. Sperm DNA damage assessment： a test whose time has come[J]. Fertil Steril， 2005， 84（4）：850-853.

[9]楊譯.性不育患者年齡與DNA碎片和常規參數的相關性分析[J].中國性科學2012（2）.

篇9

一（略）。

(一)略。

(二)人口結構變化與經濟增長

在一個依賴勞動力數量投入的經濟增長中，勞動年齡人口不足或老年人口比重過高，都會成為阻礙經濟增長的因素[6]。當人口年齡結構處于最富有生產性的時期中，勞動力供給充足以及高儲蓄率就會成為促進經濟增長的一個額外的源泉，即所謂的人口紅利；而當人口轉變超過了這一時期，人口的年齡結構趨向老齡化并且在總體上不再富于生產性時，那么這種額外的經濟增長源泉———人口紅利便會喪失[7]。人口年齡結構的變化主要借由三條渠道，即勞動力供給、儲蓄和技術進步，直接或間接地作用于經濟增長。第一，從勞動力供給的角度看，人口轉變會導致總人口中勞動力數量的相對改變[8]。假定隨經濟增長而出現了足夠大的勞動力需求，那么勞動年齡人口比例就會較高，進而增加勞動力供給和提高勞動參與率；此外，家庭規模的減小會大大增加婦女進入勞動力市場的可能性，這將進一步增加勞動力的供給量[9]。當然，由于分工具有規模效應，隨著勞動力供給的數量下降，分工的規模效應也會減弱，這就會導致總產出和人均收入水平下降；此時，即使假定處于勞動生產率不變的情況下，勞動力供給的數量相對減少也仍意味著總產出會同比例下降[10]。第二，人口結構的變化會導致國民收入中消費和儲蓄的分配比例的改變，進而對經濟增長造成影響[11]。人口轉變過程是長期的，既包含有個人生命周期的變化，也反映了代際之間的更迭關系。在社會上，不同年齡人口的產出、儲蓄及消費行為都存在系統差異，若某一部分人群占據總人口的主要比重時，該年齡段人群的行為就會明顯影響到經濟發展情況[12]。而且，隨著一個人的年齡增長，特別是達到勞動年齡以后，其儲蓄的變化會呈現先上升后下降的態勢。倘若總人口中的勞動年齡人口比重比較大，那么該部分人口的個人儲蓄之和將對提高儲蓄率有利；再加上，勞動年齡人口的撫養比相對較低，也就意味著他們承擔撫育、贍養等經濟負擔較輕，這些會有助于減少家庭支出，而進一步提高家庭儲蓄的比例。第三，人口結構變化還會通過影響技術進步的速度來對經濟增長產生影響[13]。在一個社會中，人口的老齡化會導致吸收新知識、新觀念的速度降低，以及科技創新能力的下降，這就更加易于誘使一國政府利用貿易保護主義措施來保護本國的勞動力市場，從而弱化勞動力市場靈活性、技術進步等對經濟長期增長的貢獻程度[14]。比如，根據歐盟的一項研究，預計來自勞動力供給和公共財政的“雙重沖擊”將影響歐盟及日本等國未來經濟增長率約0.5個百分點，而對美國的影響也將達到約0.25個百分點。此外，人口年齡結構變化還會導致人力資本積累模式的改變。當死亡率下降時，家庭會更傾向于進行人力資本投資，這在顯著增加勞動力市場回報的同時，也有利于推動經濟長期增長。

二、實證分析

（一）境外實證分析

發生在不同國家的顯著的人口轉變以及由此伴生出的人口年齡結構差異，使來自經濟學、人口學等領域的學者觀察到了這一現象對經濟發展所產生的一系列影響。

1.來自西方國家的經驗證據

一些經濟史學者通過考察西方國家經濟增長的歷史，提出了來自人口結構變化對經濟增長績效影響的經驗證據。比如，威廉姆森（Williamson）（1997）分析了1870—1913年歐洲和北美等17個國家的經濟增長及人口年齡結構數據，指出新大陸的人均國內生產總值（GDP）的增長率較之舊大陸要高出0.47個百分點，而該增長率中大約90%、甚至全部的差別都可以歸結為新大陸在人口年齡結構上的優勢，也就是說，新大陸主要利用具有年齡選擇特點的大規模的人口遷移，提高了地區人口結構的生產性[15]。此外，另有一些更具體的事例揭示出了更有說服力的結論。比如，美國的人均國內生產總值（GDP）的增長率比法國的該項指標值高出0.3個百分點，而其原因完全可以用年齡優勢來解釋；再如，意大利經濟增長趕超英國的時期，如若不是在人口年齡結構上存在劣勢，其還可以取得比超過英國0.3個百分點更好的經濟績效[16]。此外，人口紅利本身對經濟增長的帶動作用也得到了實證研究的支持。例如在美國，隨著二戰以后出現“嬰兒潮”以及逐步成長為“興旺的一代”，人口紅利對1970—2000年的美國經濟增長的貢獻率高達20%[17]。

2.來自東亞國家（地區）的經驗證據

日本及亞洲四小龍等國家和地區（下文統稱“東亞經濟”）創造的“東亞奇跡”，是20世紀60年代以來亞洲國家（地區）趕超發達國家的成功事例。黑田俊夫（1993）指出，日本經濟的高速增長與兩個人口因素密切相關，一是由于出生率迅速下降和高齡化進展緩慢，造成了低撫養比；二是日本戰后“嬰兒熱”時出生的人口在經濟高速增長時期已達到勞動適齡人口，為日本的經濟發展提供了豐富的勞動力資源[18]。布魯姆（Bloom）和威廉姆森（Williamson）（1997）也認為，東亞奇跡的實現在非常顯著的程度上可以歸結于人口轉變[19]。在1970—1995年的一段時期，東亞經濟創造了年平均6.1%的人均國內生產總值（GDP）增長率，高于穩態增長率達4.1個百分點。而另據威廉姆森（Williamson，1997）的估算，這一時期人口轉變因素的貢獻率為1.5～2.0個百分點，因而在整個東亞經濟高速增長的過程中，人口轉變因素的貢獻率就達到了1/4～1/3；此時，在“東亞奇跡”（超出穩態增長率的部分即4.1個百分點）中，人口轉變因素的貢獻率進一步高達1/3～1/2[20]。當然，人口年齡結構變化與經濟高速增長之間表現出的強關聯性并不必然帶來“紅利”效應。在目前處于人口“紅利”期的中國、泰國、韓國、香港、印度尼西亞、新加坡、菲律賓、馬來西亞和越南等亞洲國家和地區中，最富裕的國家如新加坡人均GDP超過3萬美元，而最窮的國家越南人均GDP在2005年僅有600多美元[21]。世界銀行在2003年的《世界發展報告》中指出，人口轉變的“機會窗口”對發展中國家的經濟發展非常重要。在這個發展階段上，豐富的勞動力數量提供了價格低廉的勞動成本優勢，如果就業充分，就能創造出較多的社會財富。同時，在人口老齡化高峰尚未到來前，人口年齡結構的年輕化既有利于減小社會保障支出壓力，又有助于儲蓄率的提高；此時，如若加上健全的資本市場可以將儲蓄轉化成為投資，那么就將發揮助推經濟增長和增加財富積累的效果。

（二）我國的實證分析

1.經濟后果分析

（1）人口結構變化與經濟增長

人口結構是人口素質的社會性反映，對經濟和社會發展有著重要的影響作用。從綜合與定量的角度出發，研究者嘗試借助不同的統計指標和研究方法，分析和探討我國人口結構變動對經濟發展的影響程度。蔡（Cai）和王（Wang）（2005）以人口撫養比作為代替性指標，發現人口紅利對我國1982—2000年間人均國內生產總值（GDP）年平均增長率的貢獻是26.8%，同時該項研究還認為，大約到2013年，我國人口撫養比會從下降轉變為提高，傳統意義上的人口紅利就將趨向消失[22]。張繼紅（2006）發現，性別比、鄉村人口比和老年撫養比越大，人均國內生產總值越低，則表明一個地區的經濟受阻[23]。針對目前我國上述三項人口構成的指標值均偏高的問題，研究者認為這對經濟和社會發展都會造成諸多不利的影響。劉家樹（2007）考察了1990年以來我國人口結構中年齡結構、文化素質結構和人口城鄉結構與經濟增長的關系，發現這些指標之間存在相同的發展趨勢，認為我國實施計劃生育政策以后，人口年齡結構即勞動力人口與總人口比朝著有利于經濟發展的方向變化[24]。

（2）人口結構變化與勞動力供給

已有研究指出，勞動力無限供給、人口紅利和勞動力由農業向非農產業轉移是我國和東亞增長模式得以成功的重要因素。圍繞人口結構變動對我國勞動力供給狀況影響的討論主要從數量和質量兩個角度展開。首先，在勞動力供給數量方面，研究者基本支持人口年齡結構變動會影響我國勞動力資源供給狀況的判斷，但對影響的程度和后果的認識卻存在一定的差異。特別是近年來，有關我國經濟增長是否正在喪失人口紅利的貢獻，以及經濟發展的當前階段是否已經面臨劉易斯轉折點等的判斷，已經成為理論界和政策研究領域的一個爭論焦點。一方觀點認為，人口轉變與二元經濟發展存在一致關系，即兩個過程具有共同的起點、相關和相似的階段特征、甚至重合的變化過程，因而利用人口預測結果等經驗材料，并結合我國人口年齡結構的變化趨勢、勞動力市場供求關系格局變動、“民工荒”現象的普遍化趨勢，以及普通勞動者工資上漲等幾個方面的新形勢，可以充分論證、檢驗和支撐人口紅利逐漸消失和劉易斯轉折點到來的判斷（蔡昉，2004；CaiandWang，2005；《人口研究》編輯部，2007）。而另一方的觀點則指出，盡管“人口紅利”涉及到了兩個存在關聯性的人口學意義上的事實（一個是“高”生育率向“低”生育率的轉變，另一個是以年齡結構來衡量的社會撫養系數較低），在人口轉變發生的某個特定階段確實會存在，但這并不意味著可以用以年齡結構衡量的社會撫養系數來統一評價各國某個特定階段上人口與經濟的關系[25]；我國人口轉變中出現的勞動年齡人口比重大、數量多，只是人口問題的慣性表現而非人口紅利的到來[26]，如果考慮到我國尚有1億多剩余勞動力的存在，并將之納入到非就業人數計算，那么以基于人口年齡結構測算的撫養系數來確認人口與經濟的關系，就容易出現較大的偏差[27]。第二，在勞動力供給質量方面，研究者主要關注伴隨勞動力年齡結構“老化”而可能出現的對其身體健康、人力資本積累以及勞動生產率的影響。于學軍（1995）指出，不同年齡階段的勞動力在生理機能、生產經驗和學習能力等方面各具優勢或不足，30歲～44歲中年勞動力的勞動生產率最高，15歲～29歲青年勞動力和45歲～64歲老年勞動力的勞動生產率比中年勞動力的都低[28]。布科曼（Boockmann，2000）發現，技術進步越快，勞動力的平均替代彈性越小[29]。蔡昉（2009）認為，老年勞動力的人力資本稟賦不足，不能適應技術革新和產業結構調整所帶來的職業的轉換和必要的調動[30]。為考察勞動力老齡化可能對僅由勞動力年齡結構決定的勞動力總產出效率的影響，楊道兵和陸杰華（2006）對我國21世紀上半葉的勞動生產率進行了預測，發現我國勞動生產率在勞動力老齡化最嚴重的2035年將降到歷年最低水平，并認為隨著勞動力的老化，社會總產出效率在下降[31]。袁蓓（2009）指出，勞動力老齡化程度與勞動生產率變化趨勢并非是完全同步的；勞動力老齡化對勞動生產率的影響存在差異，不同年齡段勞動力的替代彈性越小，勞動力老齡化對勞動生產率的影響就越大，反之則越小[32]。張車偉（2010）也認為，勞動力年齡結構“老化”會嚴重影響勞動生產率，進而削弱我國經濟競爭力，甚至影響到經濟可持續增長的活力[33]。

（3）人口結構變化與消費/儲蓄

自20世紀90年代起我國進入人口紅利期，圍繞人口結構變動可能給消費和儲蓄帶來的影響問題，逐漸成為近年來學者關注和研究的一個熱點主題。總體而言，人口結構特別是人口年齡結構變化主要通過微觀和宏觀兩種機制來影響居民消費或儲蓄率。在微觀層面，按照生命周期理論的揭示，一個人處于未成年和老年兩個時期的消費均高于收入，因而是進行負儲蓄；而在成年時期，個人消費會低于收入，進行正儲蓄。可見，若一國勞動人口比重上升，則總儲蓄率也應上升；反之，當兒童和退休人口與勞動人口之比上升時，則總儲蓄率下降。當然，考慮到退休人口的遺贈或保留一些儲蓄應付未預期到的支出，那么這些會部分地抵消因老齡人口比重上升而引起的總儲蓄下降[34]。在宏觀層面，當勞動人口逐漸減少時，如果社會為每個人配備的資本存量不變，那么由勞動人口減少而節約的投資可以轉化為消費，從而人均消費水平上升；如果兒童人口比重下降引起的消費增長大于老年人口比重上升引起的消費減少，那么社會人均消費水平也會上升[35]。此外，生命周期也給出了大量關于經濟增長與年齡結構交互影響的預測，如利用“可變增長率”（variablerate-of-growth）模型分析人口的年齡結構對儲蓄的作用效果，就會發現其有賴于處在不同年齡結構群體的個體的生命周期內財富水平狀況，但這些都由經濟增長決定[36]。改革開放以來，我國研究者從經濟增長與人口結構變化的角度也進行了探討。中國人民銀行課題組（1999）的指出，我國的高儲蓄率主要是“受經濟增長率和居民撫養系數的影響”[37]。袁志剛和宋錚（2000）認為，高儲蓄很可能是人口年齡結構變動下個體的理性選擇，人口老齡化造成我國城鎮居民儲蓄傾向上升[38]。王德文等（2004）發現，我國人口轉變對目前的儲蓄率存在顯著的正向影響，但是隨著人口老齡化進程加速，人口轉變影響儲蓄的程度會不斷減弱[39]。李儉富（2008）發現，儲蓄率與經濟增長率、計劃生育政策和儲蓄習性等存在顯著正相關性，而與少兒撫養比之間存在顯著負相關性[40]。陳如和李杏（2010）驗證了老年撫養率、人口增長率和勞動人口增長率等與儲蓄率之間的關系，發現老年撫養率與儲蓄率之間存在顯著正相關性，而人口增長率和勞動人口增長率都與儲蓄率存在負相關性[41]。還有一些研究得到了不同結論，如我國兒童撫養系數對居民消費只存在弱顯著的負影響，老年撫養系數對居民消費率沒有顯著影響[42]；少兒人口撫養比對城鎮居民消費的影響不顯著[43]。

2.社會后果分析

（1）人口結構變化與社會保障

人口既是社會保障的對象，又是決定社會保障制度模式可持續發展的重要變量。隨著近年來我國老年人口比例的迅速提高，我國現行的社會保障制度面臨著諸多挑戰。以養老保障為例，孫祁祥和朱俊生（2008）認為，我國人口結構與該項制度之間存在“五大矛盾”：一是人口結構變化趨勢與現收現付制的社會統籌制度之間的矛盾；二是老齡化程度嚴重與養老保險低覆蓋之間的矛盾；三是老年人口貧困與養老保障水平降低之間的矛盾；四是人口轉變進程的區城差異與養老保險統籌層次提高之間的矛盾；五是農村更為嚴重的老齡化與農村養老保障制度整體缺失之間的矛盾[44]。現收現付制是建立在勞動年齡人口規模大、比重高，并且人口撫養比低的基礎之上的，如果上述條件發生變化，則要求有更高的勞動生產率來支撐，否則這個制度就是不可持續的[45]。從我國現有的社會保障體系和勞動力市場狀況看，如果增加“統賬結合”模式中個人賬戶的比例，可能會刺激居民的人力資本投資，延緩其退出勞動力市場的時間，從而緩解人口老齡化對經濟和社會發展帶來的壓力[46]。此外，還有研究關注到了老齡化對老年照料、醫療保健等造成的影響。張翼（2007）指出，老齡化水平的升高已顯著增加了老年撫養比，特別是對那些有大量年輕人口流出的省份來說，則是常住人口的撫養比在上升，進而導致照料老人負擔的加劇[47]。蔣承和趙曉軍（2009）發現，目前我國老年照料對成年子女的就業概率和工作時間都存在顯著的負向影響[48]。張彬斌（2010）認為，人口老齡化的一個顯著后果就是社會適齡勞動人口比重降低，勞動力供給將出現短缺，未來的勞動人口需要通過公共養老金計劃或者家庭資助的形式承擔撫養老人的責任[49]。張車偉（2010）預計，隨著我國社會撫養比的不斷提高，勞動力的負擔和成本都會加大[50]。

（2）人口結構變化與教育發展

教育部門是一個重要的人力資本生產部門。一國對教育投入的總體規模和結構都與該國的人口年齡結構密切相關，當其受教育年齡人口占總人口的比重較高時，需要增加用于教育的資源；義務教育階段受教育人口的總體下降和義務教育階段后教育規模的上升，會促使教育資源的總量需求上升，從而要求資源的分配格局發生調整。都陽（2009）對教育投入水平進行了國家比較，發現我國標準化后的實際公共投入為GDP的2.4%，略低于印度的2.7%，遠遠低于發達國家的水平；而在教育投入結構方面，小學和中學階段的在校生總量規模預期都呈現出了先降后升的變化趨勢[51]。立足人力資本、勞動生產率與比較優勢的內在邏輯聯系，蔡昉（2009）認為，通過深化教育，人口年齡結構的變化將對人力資本積累產生更多積極影響，隨著接受基礎教育的人口（即年齡在5歲～14歲的少兒人口）規模及其占總人口的比例的下降，教育資源的制約會有明顯的緩解，從而為擴大和深化教育創造有利的條件[52]。

三、研究述評和今后研究的設想

篇10

[關鍵詞]黑龍江省；人口年齡結構；經濟增長；關系

人口年齡結構對生產領域的影響主要通過對勞動力供給的影響來實現，當勞動年齡人口比重增加，勞動力供給充足且相對的撫養負擔較輕，人口的生產性能力增強對經濟增長具有直接的促進作用。

一、黑龍江省人口年齡結構和類型

（一）黑龍江省人口年齡結構變動情況

據1985-2014年數據顯示，黑龍江省0-14歲人口數量和占總人口比重逐年下降，人口數量從1053.8萬人下降至449.2萬人，下降604.6萬人，占總人口比重從31.4%降至11.7%，下降19.7個百分點；15-64歲勞動年齡人口數量和占總人口比重呈上升狀態，人口數量從2175.1萬人上升至2998.2萬人，增長823.1萬人，占總人口比重從64.8%上升至78.2%；65歲及以上老年人口和占總人口比重持續上升，人口數量從128萬人上升至385.6萬人，人口增長257.6萬人，占總人口比重從3.8%上升至10.1%，增幅6.3個百分點。

根據不同年齡組的人口數在總人口中的比例，人口年齡結構可以劃分為年輕型、成年型和老年型（見下表1。黑龍江省年齡結構數據自1990年開始統計，從現有數據看，90年代初，黑龍江省老少比和年齡中位數剛剛進入成年型結構；90年代中期已是完全的成年型結構；2000年以后，人口年齡結構已進入老年型結構。黑龍江省人口年齡結構老化較快，0-14歲人口逐年縮減，中青年是主要的生產力，這樣的人口年齡結構對于地區經濟發展缺乏發展后勁。

（二）黑龍江省人口年齡結構變動的特點

1.勞動力供給潛力呈現下降趨勢

勞動力是構成生產力的基本要素之一，反映一個國家（或地區）的勞動力資源情況。勞動力在數量上的投入對經濟增長有著重要的影響，勞動力占總人口的比重對經濟增長也產生著影響。衡量勞動力供給潛力主要以15-64歲勞動年齡人口數為指標。據1985-2014年數據顯示，黑龍江省勞動年齡人口從1985年的2175.1萬人增加到2014年的2998.2萬人，年均增長1.1%，較同期總人口增速高0.6個百分點。黑龍江省勞動年齡人口增長在2011年出現轉折，增長率由正轉負，現已連續4年負增長，2014年增速降為-0.9%。由此可見，黑龍江省勞動力資源在縮減。

2.社會撫養負擔較重

如果一個國家（或地區）的非勞動年齡人口（0-14歲和65歲及以上老人）比重較大，則該國家（或地區）的社會撫養負擔較重，人口的生產能力就相對較弱。由于撫養少年人口和贍養老年人口所需的社會資源不同，所以少兒撫養比和老年撫養比對經濟增長和社會發展造成的影響也不同。少年人口隨著時間的推移將會成為勞動年齡人口，社會負擔較輕。而老年人口則不同，老年人口對消費和醫療服務等服務的需求較大，所以對社會的負擔較大。總結各國研究結論：撫養一位老人的平均費用是兒童費用的1-5至2倍。

見下圖，1985-2014年，黑龍江省總人口撫養比和少兒撫養比整體上呈現逐年下降趨勢，少兒撫養比下降是總撫養比下降的主要原因。老年撫養比呈現逐年上升的狀態，近幾年上升速度有所加快，帶動總人口撫養比隨之上升。隨著時間的推移，很有可能與少兒撫養比交匯后向上增長，進而超過少兒撫養比。盡管黑龍江省少兒撫養比下降幅度較大，但鑒于撫養成本的較大差距，社會撫養費用的支出將會隨著老年撫養比的提高而增加，擠占經濟發展的資源，給地區經濟的發展帶來沉重負擔。

3.人口老齡化進程較快

根據聯合國人口老齡化的標準，一個國家（或地區）60歲以上老年人口占總人口比重超過10%，或65歲及以上的老年人口占總人口比重高于7%，這個國家（或地區）就進入老齡化社會。2005年，黑龍江省65歲及以上的老年人口比重達到7.6%，是老齡化社會的開端，比全國老齡化社會晚5年。

65歲及以上的人口比重從5%提高到7%，一般要經歷50-80年，而黑龍江省僅用1996-2005年短短的9年時間，65歲及以上老年人口比重就從5-2%提高到了7.6%，2005-2014年又一個9年，65歲以上老年人口比重從7.6%提高到了10.1%，人口老齡化的速度非常驚人。黑龍江省老齡化程度加劇，對地區經濟的發展非常不利，人口壓力將成為未來經濟上行的一大障礙。

4.存在虛假的人口紅利

目前，對于人口紅利的判定多以總人口撫養比為標準，但這種標準忽略了總撫養比內部少年兒童撫養比和老年撫養比的結構關系。因此本文采用車士義對人口紅利的界定標準，以總人口撫養比和老齡化率兩個標準衡量黑龍江省人口紅利狀況，即以總人口撫養比小于或等于50%、老年撫養比f65歲以上老年人口占總人口的比重）低于10%，界定為“真正的人口紅利”，總人口撫養比小于或等于50%，老齡化率高于10%，則為“虛假的人口紅利”。

根據所能掌握的數據，1985年，黑龍江省人口處于盈虧平衡狀態，不存在人口紅利；1986-2006年，是黑龍江省人口紅利期，紅利狀態在5年間從人口微利過渡到人口高利，90年代以后進入人口暴利狀態；2007-2014年，黑龍江省人口老齡化程度加劇，老年撫養比超過10%，雖處于人口暴利狀態，但其中存在虛假的人口紅利。

二、黑龍江省人口年齡結構與經濟增長的關系分析

勞動年齡人口是15-64歲的所有人口，不論其是否參與了經濟活動，只能將其視為潛在的勞動力資源。真正與經濟增長相關的人口是實際參與經濟活動的勞動人口，即實際就業人員。因此，本文選擇實際就業人員作為勞動力投入、固定資產投資作為資金投入，與經濟增長一起構建柯布道格拉斯生產函數模型進行定量分析，以此說明黑龍江省人口年齡結構與經濟發展的關系。

為保證模型的客觀性和合理性，GDP和固定資產投資數據計算可比價格。由于黑龍江省就業人員數據僅統計到2013年，因此模型截取1990-2013年數據進行分析。假設黑龍江省1990-2013年間經濟總產出符合如下模型：

Y=AL?K

Y-經濟總產出，用黑龍江省GDP表示；L-勞動力，用黑龍江省就業人員年末人數表示；K-資本，用黑龍江省社會固定資產投資額表示；A為全要素生產率參數；a為勞動力投入的產出彈性系數，B為資本投入的產出彈性系數。兩邊求對數得出以下模型：

LnY=lnA+alnL+BlnK

運用Eviews7，2進行回歸分析，得出模型結果為：

LnY=-32.8242+5.0454lnL+0.5039lnK

對該模型的各項系數進行檢驗，R2為0.9454，說明方程擬合度較好。F為182.0057，說明該對數方程總體的線性關系顯著，且各個自變量的顯著性也較高，回歸結果顯著。由此得出黑龍江省1990-2013年的科布道格拉斯函數為：

Y=2.718-32.8242L5.0454K0.5039

模型結論顯示，1990-2013年黑龍江省的勞動投入產出彈性為5.0454，說明黑龍江省投入一個單位的勞動，將拉動經濟總產出增加5.0454個單位；資本的產出彈性為0.5039，說明投入一個單位的資本，能拉動經濟總產出增加0.5039個單位。由此可見，黑龍江省勞動力的產出彈性遠遠高于資本的產出彈性，勞動投入對經濟增長具有較大的拉動作用。

結合黑龍江省實際的經濟發展狀況，1990年以來，黑龍江省一直保持著較高的勞動參與率（就業人員占勞動年齡人口比重），同時，勞動年齡人口的增長速度始終低于固定資產投資的增長速度，由此可以判斷，近20多年黑龍江省經濟發展主要依靠產出彈性相對較小的資本投入在拉動，勞動投入對經濟的拉動不足。在未來的經濟發展中，增加勞動投入或將對黑龍江省經濟復蘇帶來較大助益。

三、改善人口年齡結構促進黑龍江省經濟增長的對策建議

（一）重視勞動力資源外流問題

多年以來，黑龍江省改革的重點多放在經濟結構調整、技術進步和增加投資等方面，勞動力的投入被默認是充沛的。然而鑒于以上的分析結論，黑龍江省勞動力供給狀況不容樂觀，人口年齡結構問題已經成為經濟發展中必須正視的問題。導致黑龍江省人口年齡結構出現問題的原因是低出生率和勞動年齡人口流出。針對出生率低的狀況，人口政策已經做出改變，從單獨二孩改為全面放開二孩，部分地區允許生育第三個孩子。就目前看，生育政策的改變所帶來的人口增長并不顯著。而且，新生兒的增加只是擴大人口基數，并不能增加近期勞動年齡人口的數量，因此，為確保黑龍江省經濟快速發展，就必須積極應對勞動力資源外流問題。

（二）提高居民收入水平

人口流動最主要的原因是利益驅動，提高居民收入是吸引勞動力資源的有效手段。根據黑龍江省經濟發展水平和物價變動等因素，應適時調整最低工資標準。以本省經濟社會發展為基礎、參照全國及其他省份情況，有計劃有步驟地調整和增加居民工資水平，使居民收入穩步增長。同時，積極研究部分行業最低工資標準，探索建立最低工資標準評估機制，如針對森工、農墾和煤炭三大行業人均收入低等問題，積極爭取國家加大投入，逐步實現三大行業收入水平的穩步提升。還要根據經濟變化的實際情況及時建立完善各項臨時補貼制度，確保低收入群體基本生活穩定和貧富差距的逐步縮小。

（三）建立促進就業的長效機制

就業環境和就業崗位的多少也是吸引勞動力資源的重要手段。黑龍江省在指定就業政策時，不能忽略就業環境的改善問題。在保持第一產業、第二產業吸納就業人員的同時，要更加注重發揮第三產業在創造就業崗位方面的作用，努力開發社區就業崗位，鼓勵多種多樣的就業形式。要在高科技產業集中區打造人才高地，用政策吸引人才，用情感留住人才，用科研激勵人才，通過資金投入、環境改善、人才培養等措施把高素質人才吸引到開發區來，實現人口集聚，以此帶動地區經濟快速發展。