導(dǎo)語：人口紅利在經(jīng)濟增長中的意義一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、引言

近代以來，現(xiàn)代化一直與人口轉(zhuǎn)變過程相伴隨。不少學(xué)者從勞動力比較優(yōu)勢等供給的角度進行理論分析，人口因素受到很大重視(Juliansimon，1987；Simon，1980)。人口過程和經(jīng)濟過程是一體兩面：人口過程包括人口的數(shù)量、質(zhì)量、結(jié)構(gòu)和分布等變動過程；經(jīng)濟過程包括工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化等過程。在人口過程中，人口結(jié)構(gòu)逐漸引起人們的注意。Bloom等人(1998)發(fā)現(xiàn)，過去的研究都只關(guān)注人口規(guī)?；蛉丝谠鲩L，而忽視了人口年齡結(jié)構(gòu)這個關(guān)鍵變量。在相等的人口變動規(guī)模下，由于不同年齡組人口的相對比重不同，不同類型的經(jīng)濟行為強度也會不同，人口轉(zhuǎn)變過程所造成的人口年齡結(jié)構(gòu)變化就成為影響經(jīng)濟發(fā)展的重要因素。一般來說，在勞動年齡人口比重高的情況下，人口生產(chǎn)性強，社會儲蓄率也高，也就是社會追加的人口生產(chǎn)性為經(jīng)濟增長貢獻一個具有促進作用的“人口紅利”，一個國家或地區(qū)如果恰好處于人口年齡結(jié)構(gòu)最富生產(chǎn)性的階段上，并且能夠?qū)@種人口紅利加以充分利用，經(jīng)濟增長就可以獲得一個額外的源泉，創(chuàng)造經(jīng)濟增長奇跡。研究者又進一步認識到了老年撫養(yǎng)比對經(jīng)濟增長的作用。Lee和Mason(2006、2007)提出人口老齡化將會產(chǎn)生第二人口紅利。他們認為，進入老齡化階段后的一二十年內(nèi)，由于勞動年齡人口為退休而積累資產(chǎn)的動機增加了儲蓄，整個社會的財富增加，而有效勞動力數(shù)量下降，從而提高了每個勞動人口的生產(chǎn)資本，單位平均資本收入進入了一個快速增長的時期，并且會在較長的一個時期內(nèi)保持在較高的水平，繼續(xù)推動經(jīng)濟增長。目前，凡是發(fā)達國家，人口轉(zhuǎn)變都已經(jīng)完成，而發(fā)展中國家，人口轉(zhuǎn)變?nèi)晕赐瓿伞Ｖ袊俏ㄒ坏睦?，雖然經(jīng)濟尚處于發(fā)展中國家的行列，但是在過去短短30年左右的時間里，史無前例地實現(xiàn)了從“高出生、低死亡、高增長”到“低出生、低死亡、低增長”的人口轉(zhuǎn)變模式，在2000年正式進入老齡化社會(鄔滄萍等，2003、2004)。改革開放以來，按可比價格計算，在三十多年的時間里，中國的GDP增長了近14倍。這兩個變化幾乎是同步的，那么在中國特殊的國情中，人口紅利作用于經(jīng)濟增長的效果如何，如何挖掘人口紅利利用的潛力與不足，重點分析第二次人口紅利時期的社會經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略是一個具有重大實際意義的課題。

二、人口紅利與中國經(jīng)濟增長研究綜述

Bloom等學(xué)者提出人口紅利概念以后，以中國的人口紅利解釋中國經(jīng)濟增長研究的也逐漸增多。Cook(2006)認為，亞洲國家尤其是中國和越南經(jīng)濟的高速增長與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和人口轉(zhuǎn)變相伴而生，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)從農(nóng)業(yè)向以城市化為基礎(chǔ)的工業(yè)轉(zhuǎn)變和有利的人口年齡結(jié)構(gòu)，對于經(jīng)濟增長無疑有著重要意義。Wang和Mason(2005)對中國人口轉(zhuǎn)變與人口紅利的研究，把Bloom等人的結(jié)論放在中國的發(fā)展經(jīng)驗中進行驗證，證明了中國的人口轉(zhuǎn)變促進了經(jīng)濟更快增長。蔡昉、王德文(1999)對中國人口轉(zhuǎn)變過程與人口紅利的關(guān)系進行了研究，認為建國以后的人口轉(zhuǎn)變“大大減輕了人口撫養(yǎng)負擔，提高了人口結(jié)構(gòu)的生產(chǎn)性”，“在社會撫養(yǎng)少兒人口和老年人口負擔較輕的條件下，產(chǎn)生了兩個潛在的促進經(jīng)濟增長的源泉，即所謂人口紅利”，使得中國從20世紀60年代中期開始享受人口紅利，并一直持續(xù)到2015年前后(王德文、蔡昉等，2004；Cai等，2005)。在中國的第二人口紅利方面，鞏勛洲、尹振濤(2008)分析了財富積累將如何推動經(jīng)濟增長；蔡昉(2009)認為，僅從人口老齡化時期儲蓄動機角度來觀察，在推動經(jīng)濟增長作用的程度上，尚不能構(gòu)成堪與第一次人口紅利相提并論的第二次人口紅利，老年人力資源也應(yīng)該受到重視。通過文獻整理，我們發(fā)現(xiàn)上述研究存在一些不足：以前的研究始終沒有論證人口紅利與經(jīng)濟增長的內(nèi)生性(周祝平，2007)；總撫養(yǎng)比的變化可能是少兒系數(shù)和老年系數(shù)絕對或相對變化的結(jié)果，不多的定量和實證研究忽略了其變化的影響，也完全忽視這對經(jīng)濟和社會造成的不同影響，而這些影響恰恰是亟需研究的(鄔滄萍，1999)。2000年中國正式進入老齡化社會，“第二人口紅利”稍縱即逝，只是有存在的可能，很多問題比如中國是否存在第二人口紅利和怎樣增強和利用第二人口紅利的研究相對較少。判斷潛在人口紅利是否為經(jīng)濟增長所利用，以及在多大程度上被利用，需要使用長期的經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)和其他影響經(jīng)濟增長的變量數(shù)據(jù)進行綜合計量分析(Bloom和Williamson，1997)。因此，我們使用省級面板數(shù)據(jù)分析研究這幾個問題。第一，“第一人口紅利”是否為中國經(jīng)濟增長所利用，他們之間是否存在內(nèi)生性？第二，中國已經(jīng)進入老齡化社會，“第二人口紅利”是否已經(jīng)到來或者是否存在?第三，如何利用短暫的人口紅利尤其是第二人口紅利？如何將其效應(yīng)進行延伸？人口紅利與經(jīng)濟增長有可能受到潛在內(nèi)生性問題的影響，采用普通的面板回歸難以解決。本文采用動態(tài)面板GMM估計，通過工具變量解決變量的內(nèi)生性問題。

三、計量模型和數(shù)據(jù)

本文的目的在于檢驗人口紅利與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在關(guān)系而非研究經(jīng)濟增長的決定因素，所以我們只考慮重要變量的影響，參照以往研究，選擇的變量如下。

(一)選擇指標

(1)人均實際年收入(PGDP)：用來考察經(jīng)濟增長水平，由于獲得的統(tǒng)計數(shù)據(jù)是名義GDP，因而要對數(shù)據(jù)進行調(diào)整，按照全國各種價格定基指數(shù)所提供的居民消費價格指數(shù)進行換算，得出當年的實際GDP再除以年末總?cè)丝?，得到人均實際GDP。(2)物質(zhì)資本投資比例(SK)：用固定資產(chǎn)投資占GDP的比例來表示。(3)人力資本的度量(Pedunew)：人力資本測度一般有勞動力成本法、教育年限法、在校學(xué)生比例法和教育經(jīng)費法等，各類方法都存在一定的優(yōu)缺點(沈坤榮、李劍，2003)。本文借鑒陳釗等(2006)的估測方法來度量我國各省份的教育發(fā)展水平。計算方法如下：將每一種受教育水平按一定的受教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數(shù)，再加總，最后除以相應(yīng)的包含文盲的總?cè)丝诒愕玫饺司芙逃?，?shù)據(jù)單位為人年。(4)經(jīng)濟體制變遷(PI)：政府財政收支占GDP的比重來表示政府的參與程度，反映體制因素對經(jīng)濟增長的影響。(5)金融發(fā)展(FD)：在一個成熟的市場經(jīng)濟體中，衡量金融發(fā)展的指標主要包括金融機構(gòu)存貸款占GDP比率、證券市場市值比率、證券市場流動性比率(Levine，1997、2004)。我國證券市場發(fā)展于20世紀90年代初，發(fā)展時間較短而且對經(jīng)濟增長的影響較弱，故在此暫不考慮證券市場對經(jīng)濟增長的作用效應(yīng)。同時，在金融不發(fā)達的國家或地區(qū)，金融中介的功能主要體現(xiàn)為信貸活動即資金的運用程度，而以存款/GDP來確定金融發(fā)展水平可能是不恰當?shù)?王晉斌，2007)，故本文采用金融機構(gòu)年末貸款總額/GDP來表示金融發(fā)展。(6)對外貿(mào)易(TRADE)：改革開放以來，在開放政策的推動下，中國的進出口成為經(jīng)濟增長的重要動力之一。本文使用各省份進出口占GDP的比重作為變量。(7)城市化(URBAN)：由于中國大陸的城市政策變化很大，城市標準不一，所以使用城市勞動力占總勞動力的比重表示城市化水平。(8)技術(shù)進步(RD)：技術(shù)進步通常被認為來源于人力資本投資和R&D的投入(Lucas，1988；Romer，1990)。我國R&D支出主要來自于國家財政投入，民間投資較少；健康素質(zhì)的提高也是人力資本的一個方面(張車偉，2005；王豐，2007)，在我們已經(jīng)考慮了教育水平后，也要考慮健康；技術(shù)進步指標選擇財政支出中用于科研、衛(wèi)生的人均經(jīng)費支出(科衛(wèi)經(jīng)費/全社會總就業(yè)人口)來表示。(9)遷移(EM)：遷移代表人力資本的流動，使用各省凈遷移率來表示。(10)人口紅利指標的選擇：目前，對于人口紅利的研究尚處于起步階段，關(guān)于人口紅利的定義也眾說紛紜，但都認同人口紅利包含兩大基本要素：一是勞動力數(shù)量和比例相對較大；二是撫養(yǎng)負擔相對較輕。王豐(2007)認為，處于勞動年齡段的人口未必都參與生產(chǎn)，被撫養(yǎng)的人口未必不參與勞動，因而最好使用參加工作的勞動力人口所承擔的撫養(yǎng)人數(shù)，即撫養(yǎng)人數(shù)/勞動力人數(shù)。但是，由于經(jīng)濟活動人口受到其他經(jīng)濟因素的影響很大，產(chǎn)生嚴重的共線性，因此本研究仍舊選擇人口年齡結(jié)構(gòu)，分為少兒撫養(yǎng)比(CDR)、老年撫養(yǎng)比(ODR)和總撫養(yǎng)比(TDR)。

(二)研究方法

對于解決數(shù)據(jù)中可能存在的內(nèi)生性問題，Islam(1995)建議將增長區(qū)間劃分為幾個更短的區(qū)間，從而可以應(yīng)用固定效應(yīng)或差分變換等面板數(shù)據(jù)方法，有效地消除隨時間變化的地區(qū)非觀測效應(yīng)，以減輕估計誤差，縮小內(nèi)生性。然而，固定效應(yīng)估計量盡管可以減輕一部分省略變量誤差，仍然不能排除某些隨時間變化的未觀測因素可能同時造成的內(nèi)生性問題，仍然可能是不一致的。Arellano和Bond(1991)提出的一階差分廣義矩，可以有效控制某些解釋變量的內(nèi)生性問題，即DIF-GMM估計(first-differencedGMM)。DIF-GMM的基本思路是求差分，然后用一組滯后的解釋變量作為差分方程中相應(yīng)變量的工具變量，避免因變量和自變量之間的反向因果關(guān)系。在選擇解釋變量時，我們充分考慮了經(jīng)濟增長影響因素的復(fù)雜性，采用的基本模型表達為：it0it1itiitPGDPαPGDPβECλU?=++++(1)其中，i、t分別代表地區(qū)和年份，itPGDP與it1PGDP?分別為地區(qū)i在t和t—1時刻的人均實際年收入。itEC為自變量；iλ、itU分別表示地區(qū)效應(yīng)及殘差。為消除地區(qū)固定效應(yīng)iλ的影響，對式(1)進行差分轉(zhuǎn)換，得到：itit1ititPGDPPGDPβECU?Δ=Δ+Δ+Δ(2)在式(2)中，滯后被解釋變量的一階差分項ΔitPGDP與差分誤差項ΔitU存在較強的相關(guān)性，可能導(dǎo)致內(nèi)生性。動態(tài)面板采用工具變量法來解決這個問題，即以滯后項itkPGDP?為工具變量(Arellano和Bond，1991)，并且可以通過矩約束條件來獲得有效的參數(shù)估計：(,)0itkitEPGDPU?Δ=，其中，k≥2(3)當解釋變量嚴格外生時，應(yīng)滿足矩條件：(,)0,itkitEPGDPU?Δ=此時k為任意值；當解釋變量為弱外生變量或內(nèi)生變量時，應(yīng)滿足矩條件：(,)0,itkitEPGDPU?Δ=此時k≥2。由于差分GMM的滯后項工具變量與差分項內(nèi)生變量之間的相關(guān)性較小，易產(chǎn)生弱外生工具變量問題，而且差分后還濾掉了非時變參數(shù)的影響(Blundell和Bond，1998；Bond等，2001)。為了克服這一問題，Arellano和Bover(1995)、Blundell和Bond(1998)提出了另一種GMM估計量，即SYS-GMM估計量(systemGMM)。其基本思想是將水平式(1)作為補充納入估計方程，最終采用水平方程和差分方程進行估計。這時，水平方程因變量滯后項itΔPGDP采用其差分滯后項it1PGDP?Δ作為工具變量。對于系統(tǒng)GMM估計而言，結(jié)合了差分方程和水平方程，還增加了一組滯后的差分變量作為水平方程相應(yīng)變量的工具，相對來說具有更好的有限樣本性質(zhì)，更能控制內(nèi)生性。根據(jù)對權(quán)重矩陣的不同選擇，系統(tǒng)GMM估計可分為一步(one-step)和兩步(two-step)估計。Bond等(2001)認為，在有限樣本條件下，兩步GMM的標準協(xié)方差矩陣能更好地處理自相關(guān)和異方差問題，但同時也存在向下偏倚的缺陷，從而影響統(tǒng)計推斷。因此，xtabond2在xtabond的基礎(chǔ)上進行了改進，通過二步協(xié)方差矩陣對樣本進行糾偏，從而使兩步系統(tǒng)GMM比一步法更加有效(Roodman，2006)。此外，對于GMM估計量是否有效可行，Bond等(2001)指出了一種簡單的檢驗辦法，即將GMM估計值分別與固定效應(yīng)估計值及混合OLS估計值比較。由于混合OLS估計通常嚴重高估滯后項的系數(shù)，而固定效應(yīng)估計則一般會低估滯后項的系數(shù)。因此，如果GMM估計值介于兩者之間，則是可靠有效的。本文在模型中加入了動態(tài)變量，以便更好地分析人口紅利對經(jīng)濟增長的影響，基本模型見式(4)：it0it11it2it3it4it5itPGDPβPGDPβSKβPedunewβRDβPIβFD?=++++++6it7it8it9ititβTRADE+βURBAN+βEM+βDR+U(4)根據(jù)現(xiàn)有文獻通常處理方法(Loayza等，2000；Horioka和Wan，2006；鐘水映、李魁，2009)，我們將人口變量當作外生變量。模型中的其他變量要么當作弱外生的，要么當作前定的，我們選用“內(nèi)部工具”，即把弱外生或前定變量的滯后值作為它們自己的工具變量。

(三)使用數(shù)據(jù)

國際上通常把總撫養(yǎng)比下降到50以下稱為人口機會窗口開啟，也就是人口紅利期的形成，因此我國的人口紅利大致是從1990年開始，樣本取自1990—2007年的年度數(shù)據(jù)；我國于2000年正式進入老齡化社會，為了考察第二人口紅利，對老年撫養(yǎng)比對經(jīng)濟增長的影響僅僅考慮到2000—2007年。我們的數(shù)據(jù)來源為《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》與《中國統(tǒng)計年鑒》、《1990年以來常用人口數(shù)據(jù)集》。為保證數(shù)據(jù)口徑的相對一致性，西藏不包括在內(nèi)，重慶市則與四川省合并，數(shù)據(jù)跨度為18年，橫截面單元為中國29個省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，使用軟件是Stata10.0。

四、結(jié)果分析

在SYS-GMM中，我們可以通過觀察解釋變量滯后項的系數(shù)來判斷二步法系統(tǒng)GMM估計結(jié)果是否合理。從表2可知，兩步系統(tǒng)GMM估計結(jié)果位于混合OLS與固定效應(yīng)之間，這表明兩步系統(tǒng)GMM估計未因弱工具變量問題而出現(xiàn)嚴重偏誤。一般而言，Sargan統(tǒng)計量對應(yīng)的P值越大，越能夠說明工具變量的有效性。在二步SGMM估計下，Sargan檢驗(原假設(shè)“工具變量組合外生”)的P值為0.834和0.473，這說明采用的工具變量都能夠滿足與各自隨機擾動項不相關(guān)的要求。檢驗附加工具變量有效性的Sargan差伴隨P值達到0.447和0.792，說明采用的工具變量都能夠滿足與各自隨機擾動項不相關(guān)的要求。殘差自相關(guān)檢驗AR(1)和AR(2)伴隨P值分別為0.182和0.263、0.18和0.303，這驗證了二階差分方程中的殘差項不存在自相關(guān)，說明我們設(shè)定的動態(tài)二階自回歸模型符合矩約束條件的要求。在人口紅利對經(jīng)濟增長的影響中，從1990年開始至今，在控制內(nèi)生性的情況下，總撫養(yǎng)比對經(jīng)濟增長有顯著影響，這驗證了中國過去20年間的經(jīng)濟增長得益于有利的人口年齡結(jié)構(gòu)。人口紅利期內(nèi)勞動年齡人口增長大于總?cè)丝谠鲩L，帶來了總?cè)丝谥袆趧恿?shù)量的相對改變，勞動年齡人口的經(jīng)濟負擔不斷減輕，勞動力價格下降，廉價的勞動力吸引了大量的外商投資，促進經(jīng)濟發(fā)展。生命周期理論認為，人們傾向于在成年時期進行正儲蓄。因此，人口年齡結(jié)構(gòu)是決定一個國家居民儲蓄率高低的重要因素，而高儲蓄率被認為是解釋中國經(jīng)濟高速增長的一個主要因素(Horioka等，2006；Modigliani和Cao，2004)。國民收入中的人口投資，都要有一筆用于新生人口的投資；所以少兒撫養(yǎng)比的升高對經(jīng)濟增長起負面影響，影響系數(shù)在(－311.5，－90.87)之間。1990—2007年間，少兒撫養(yǎng)比大幅度下降，國民收入中用于消費支出的部分相對減少，用于儲蓄的部分相應(yīng)增加，較大地改變了國民收入中消費和儲蓄分配比例，這也是人口紅利影響經(jīng)濟增長的一條重要渠道。中國經(jīng)濟的增長從1990年后至今平均高于10%，高于1978—1990年間的經(jīng)濟增長，這更加說明了“人口紅利”的作用。但是，少兒年齡結(jié)構(gòu)和老年年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟的增長影響不同，兩者雖然都比較穩(wěn)定，但方向不同。少兒年齡結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長起負向作用，而老年則相反。這說明了第二人口紅利的作用。進入老齡化的國家，勞動年齡人口數(shù)量的下降也不必然就使得經(jīng)濟增長速度放緩(Bloom和Canning，2001、2003；Bloom，Canning和Sevilla，2001)?？焖俚娜丝谵D(zhuǎn)變會在一二十年內(nèi)使一國儲蓄率大幅上升，逐漸出現(xiàn)儲蓄高峰(Higgins和Williamson，1996；Bloom和Williamson，1998)。中國計劃生育政策導(dǎo)致生育率大幅度下降(Coale，1984；Mauldin，1982；Bongaarts等，1985；Wolf，1986)，造成了罕見的快速老齡化進程(杜鵬，1992、1996；Cai和Wang，2006)，因此現(xiàn)在處于人口老齡化的初期，人口老齡化對儲蓄的總的影響效應(yīng)為正(袁志剛、宋錚，2000；汪偉，2008)。居民儲蓄率快速上升的主要影響因素可歸集為三大因子：制度因子、不確定性因子與收入因子(殷興山、孫景德、張超群，2007)，較大的不確定性會使老年人預(yù)防性儲蓄增加，老年人的醫(yī)療和養(yǎng)老問題、社會保障制度的缺失和改革的不確定性增加了人們的儲備性儲蓄，人口老齡化使更多的人們出于養(yǎng)老防老的考慮而進行儲蓄。老年人的消費和投資渠道狹窄，則使老年人強制性儲蓄增加(孫奎立、劉庚常，2009)。更為重要的是，當下的老年人口長時期經(jīng)歷了計劃經(jīng)濟體制，他們對把錢存進銀行有著較強的慣性依賴，對銀行的放心和其他金融工具的高度不信任使他們無可選擇。上述諸多原因使中國進入老齡化社會后儲蓄甚至更高，金融市場為國內(nèi)儲蓄轉(zhuǎn)換為生產(chǎn)型的投資提供了一個很好的平臺，帶來了第二人口紅利，促進了經(jīng)濟發(fā)展。年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變帶來的勞動力數(shù)量和比例提高為經(jīng)濟增長提供了豐富的勞動力資源，但是這種轉(zhuǎn)變只是實現(xiàn)經(jīng)濟增長和兌現(xiàn)人口紅利的必要條件，而非充要條件。人口紅利的兌現(xiàn)具有條件性，主要體現(xiàn)在：我們看到人力資本對其有顯著的正向影響，人力資本積累極大地緩解了人口負擔過重給經(jīng)濟增長帶來的負面影響，保證了經(jīng)濟增長。同時老年撫養(yǎng)比的提高對經(jīng)濟增長的正向作用也可能有老年人力資本的作用，在健康壽命延長的條件下，老年人為寶貴的人力資源，擁有勞動力市場所需要的人力資本，在實際上(不是在數(shù)字上)降低每個勞動年齡人口供養(yǎng)的退休人口數(shù)量，為經(jīng)濟增長做貢獻(蔡昉，2009)。因此，人口健康素質(zhì)和受教育程度的提高形成的人口質(zhì)量紅利可以補償逐漸消失的人口數(shù)量紅利，為未來經(jīng)濟增長提供持久動力。在1990—2007年間物質(zhì)資本對中國經(jīng)濟增長的影響不大，這與很多發(fā)展中國家類似。二戰(zhàn)后發(fā)展中國家未能通過物質(zhì)資本的積累而獲得普遍和長期的經(jīng)濟增長，一個主要的原因在于這些發(fā)展中國家在提高物質(zhì)資本存量的同時未能同時或優(yōu)先提高人力資本水平，因而缺乏對所引進先進技術(shù)的吸收與再創(chuàng)新的能力。第二人口紅利階段的勞動力質(zhì)量取代戰(zhàn)略，依賴于第一階段積累的經(jīng)濟成果能很好地通過教育、培訓(xùn)、醫(yī)療等進行人力資本投資。因此，大力投資教育和健康，提高人力資本積累和全民素質(zhì)，使未來的老年人大都擁有勞動力市場所需要的人力資本，是最大化兌現(xiàn)第二人口紅利的重要舉措。由于教育、科研和衛(wèi)生的改善具有外部性，在很大程度上依賴于政府投資，但是政府對科技和醫(yī)療衛(wèi)生的投入對經(jīng)濟增長有顯著的負向作用。這說明了我國現(xiàn)階段教育體制、教學(xué)質(zhì)量和醫(yī)療、衛(wèi)生保健體制仍然存在著嚴重問題的原因，政府的教育、衛(wèi)生投資短期來看，并不能對經(jīng)濟發(fā)展帶來正面影響，在目前的唯GDP政績評價體系下，對其的投入不會有太大的增長。同時驗證了中國的經(jīng)濟增長，主要歸因于人口紅利的增加、勞動參與率的提高和人力資本的提高，而非技術(shù)進步。促進勞動力自由流動可以改善勞動力的配置效率，進而促進經(jīng)濟增長。勞動力在城鄉(xiāng)間的配置也對經(jīng)濟增長有顯著正向影響，勞動力在各省區(qū)間的遷移也為遷入地帶來了經(jīng)濟增長。在目前中國，發(fā)達地區(qū)和城市中更好的就業(yè)機會以及人口差異仍會繼續(xù)推動城鄉(xiāng)間、跨省遷移(王豐、梅森，2006)。遷移人口對經(jīng)濟增長的影響比較穩(wěn)定，按照替代遷移(ReplacementMigration)理論，人口遷移“能夠抵消總?cè)丝跍p少，勞動力減少”。按照Rogers(1984)所提出的“年齡—遷移率”理論，青壯年人口的遷移傾向要遠高于其他年齡階段的人口；在中國，15～29歲青壯年構(gòu)成了流動人口或遷移人口的主體(翟振武，1996；段成榮，2008)，給遷入地帶來了豐富的勞動力資源，促進了經(jīng)濟增長。目前，我國依然存在著限制城鄉(xiāng)勞動力流動的諸多制度性障礙，二元戶籍制度及其附加的就業(yè)福利制度則首當其沖，只有逐步廢除這些制度性障礙，促進勞動力流動，才能進一步提高勞動力配置效率，進而最大化我國的人口紅利效應(yīng)。但是，人口的遷移和城市化會使中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的人力資源流向東部和城市地區(qū)，曾經(jīng)對其投資的當?shù)氐胤秸@利不大，這對地方政府投資科研、衛(wèi)生帶來消極作用。因此，中央政府要給予凈人口遷出地區(qū)政府補償，并加大中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的科研、衛(wèi)生投入。

五、結(jié)論

從以上的分析可以看出，人口轉(zhuǎn)變帶來的人口負擔較輕造成的人口紅利，在中國現(xiàn)在的政策體制下，得到了充分利用，所以我們可以說人口紅利是推動中國經(jīng)濟增長主要因素之一。老年人的增多或者老年撫養(yǎng)比的加大在1990—2007年間甚至促進經(jīng)濟增長，這也說明了老齡化對中國儲蓄的影響和老年人力資本的重要性，按照這個觀點，也就是說帶來了第二人口紅利。人口紅利是不可持續(xù)的，人口轉(zhuǎn)變所帶來的戰(zhàn)略機遇期只是為一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長提供了一個有利的環(huán)境，要將潛在的機遇轉(zhuǎn)換為現(xiàn)實的經(jīng)濟增長和財富積累，充分利用當前的人口紅利機遇期是促進經(jīng)濟增長的重要戰(zhàn)略契機，必須輔之以及時而有效的發(fā)展戰(zhàn)略調(diào)整。其中，適宜的政策和體制至關(guān)重要，需要政策制定者根據(jù)人口結(jié)構(gòu)的改變對政策做出相應(yīng)的調(diào)整，如促進城市化，人力資本的優(yōu)化配置，才能促進人口紅利的更好利用；物質(zhì)資本已不是經(jīng)濟增長的主要動力，勞動力質(zhì)量投資是最大化人口紅利和經(jīng)濟增長的重要舉措，政府尤其是中央政府應(yīng)該注重教育、科研、衛(wèi)生等投資，注重于如何提供廉價、公平、普遍的受教育機會，中央政府要給予凈人口遷出地區(qū)經(jīng)濟補償，以加大中西部尤其是貧困地區(qū)和農(nóng)村的科研、衛(wèi)生投入，使我國“人口紅利”效應(yīng)最大化。