人口老齡化、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究

王知桂 陳家敏

[摘 要] 為了加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，需要厘清人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。文章選取我國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，構(gòu)建PVAR模型和中介效應(yīng)模型，并運(yùn)用GMM、脈沖響應(yīng)和方差分解進(jìn)行分析，得到以下四項(xiàng)研究結(jié)果：一是我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在自身發(fā)展的慣性現(xiàn)象，而人口老齡化與城鎮(zhèn)化不具有明顯的相互依賴性;二是城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)減緩人口老齡化;三是人口老齡化通過人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響，但仍無法抵消人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接負(fù)向作用;四是城鎮(zhèn)化會(huì)直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也會(huì)通過人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化間接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在未來，人口老齡化方面，要完善基本公共服務(wù)體系，激發(fā)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)活力;在城鎮(zhèn)化方面，要完善人才政策，深化戶籍改革，合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

[關(guān)鍵詞] 人口老齡化;城鎮(zhèn)化;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);面板向量自回歸模型;中介效應(yīng)模型

[中圖分類號(hào)] F015;F061.3 ? ?[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A ? ?[文章編號(hào)] 1673-8616（2020）06-0022-12

近年來，我國(guó)積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，與以前單一追求快速發(fā)展不同，現(xiàn)階段我國(guó)更加注重經(jīng)濟(jì)的發(fā)展質(zhì)量、發(fā)展效益以及區(qū)域發(fā)展均衡。探究影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素發(fā)現(xiàn)，人口結(jié)構(gòu)的變化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有顯著作用。從2000年起，我國(guó)正式步入人口老齡化社會(huì)，隨著時(shí)間的推移，未富先老、人口紅利減弱等問題也日趨嚴(yán)重。與此同時(shí)，在推進(jìn)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，我國(guó)呈現(xiàn)出城鎮(zhèn)化速率快、城鎮(zhèn)化人口多等特點(diǎn)，但是也帶來了環(huán)境污染、資源過度開發(fā)等一系列問題。因此，如何在減緩人口老齡化與推進(jìn)高質(zhì)量城鎮(zhèn)化的同時(shí)，還能保持經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)，是我國(guó)接下來需要重點(diǎn)關(guān)注的問題之一?；谏鲜霰尘?，本文構(gòu)建了面板向量自回歸（Panel Date Vector Auto-Regression，PVAR）模型和中介效應(yīng)模型，將人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)納入同一個(gè)研究體系，不僅探究了人口老齡化、城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響，還分析了三者之間是否存在相互的動(dòng)態(tài)關(guān)系，從而為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的路徑研究提供借鑒。

一、文獻(xiàn)綜述

（一）人口老齡化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

現(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。第一類研究認(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和Malmberg研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化程度的加深會(huì)減緩勞動(dòng)力資源的增長(zhǎng)和抑制對(duì)勞動(dòng)力的需求，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拖累作用[1]。李軍認(rèn)為，在生產(chǎn)供給方面，技術(shù)進(jìn)步、資本積累和勞動(dòng)投入等生產(chǎn)要素會(huì)因人口老齡化而被動(dòng)減少，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成負(fù)向影響;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)飛通過構(gòu)建PVAR模型，發(fā)現(xiàn)人口老齡化一方面會(huì)抑制居民的消費(fèi)水平，另一方面會(huì)促進(jìn)居民的儲(chǔ)蓄水平，但無論是在消費(fèi)視角下還是在儲(chǔ)蓄視角下，人口老齡化都會(huì)減緩經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[3]。第二類研究則認(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，F(xiàn)ougère和Mérette研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化可以為后代帶來更多的人力資本，并且顯著降低對(duì)人均產(chǎn)出的負(fù)面影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會(huì)因此提高[4]。馮劍鋒和陳衛(wèi)民基于中介效應(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)年齡人口比重產(chǎn)生正向影響，而對(duì)勞動(dòng)參與率產(chǎn)生負(fù)向影響，但從總體上來看，人口老齡化會(huì)通過中介變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響[5]。第三類研究認(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等人認(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)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6]。

（二）人口老齡化與城鎮(zhèn)化的關(guān)系

在已有的文獻(xiàn)中，大多數(shù)學(xué)者對(duì)人口老齡化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究，分為鄉(xiāng)村人口老齡化和城鎮(zhèn)人口老齡化兩個(gè)方向。例如，朱勤通過研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國(guó)由于城鄉(xiāng)二元社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的分割，城鎮(zhèn)化會(huì)加速鄉(xiāng)村人口老齡化，但卻會(huì)給城鎮(zhèn)帶來人口紅利;從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，城鎮(zhèn)面臨的人口老齡化壓力會(huì)遠(yuǎn)大于鄉(xiāng)村[7]。童玉芬等人通過采用多區(qū)域人口預(yù)測(cè)模型，發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)—城人口流遷規(guī)模的增大，能夠顯著緩解城鎮(zhèn)人口老齡化，但卻加深鄉(xiāng)村人口老齡化[8]。劉華軍和劉傳明通過在劉易斯模型的基礎(chǔ)上研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化對(duì)鄉(xiāng)村人口老齡化產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，同樣的，鄉(xiāng)村人口老齡化也抑制了城鎮(zhèn)化的發(fā)展[9]。

（三）城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系

關(guān)于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究，目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者尚無一致的結(jié)論。從國(guó)外的主流研究方向來看，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系可以分為“S”形和“U”形兩大類。例如，Northam通過對(duì)美國(guó)、英國(guó)等國(guó)家的城鎮(zhèn)化發(fā)展進(jìn)程的研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向影響且呈現(xiàn)S形曲線的形態(tài)，其可分解成以下四個(gè)階段：初始階段（城鎮(zhèn)化率在10%以下）、起步階段（城鎮(zhèn)化率在10%～30%之間）、加速階段（城鎮(zhèn)化率在30%～70%之間）和后期階段（城鎮(zhèn)化率在70%以上）[10]。Timmins通過分析巴西的生活成本和城鎮(zhèn)化之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)引起諸如生活成本的增加和生活質(zhì)量的下降等“大城市病”問題，“逆城市化”現(xiàn)象也會(huì)隨之出現(xiàn)，因此，城鎮(zhèn)化會(huì)階段性抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并呈現(xiàn)倒“U”形曲線的形態(tài)[11]。Poelhekke通過研究發(fā)現(xiàn)，非洲和拉丁美洲的部分國(guó)家由于貧富差距過大，農(nóng)業(yè)、工業(yè)發(fā)展水平落后，城鎮(zhèn)化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生階段性負(fù)向影響，并呈現(xiàn)正U形曲線的形態(tài)[12]。

關(guān)于我國(guó)城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，其主要代表性觀點(diǎn)有兩種。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，城鎮(zhèn)化能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。例如，朱孔來等通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)變系數(shù)模型，分析得出我國(guó)每提高1%的城鎮(zhèn)化率，可以帶來7.1%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[13]。蔣冠和霍強(qiáng)認(rèn)為，城鎮(zhèn)化會(huì)借助產(chǎn)業(yè)優(yōu)化機(jī)制、投資拉動(dòng)機(jī)制、創(chuàng)新激勵(lì)機(jī)制以及消費(fèi)刺激機(jī)制來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同樣的，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)、收入效應(yīng)以及規(guī)模效應(yīng)來推動(dòng)城鎮(zhèn)化的發(fā)展[14]。楊浩昌研究發(fā)現(xiàn)，土地城鎮(zhèn)化和人口城鎮(zhèn)化均能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從影響程度上分析，土地城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度小于人口城鎮(zhèn)化;從區(qū)域差異上分析，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響方面，東部地區(qū)最小、西部地區(qū)居中、中部地區(qū)最大[15]。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不明顯甚至有負(fù)向影響。例如，項(xiàng)本武和張鴻武運(yùn)用面板協(xié)整和誤差修正方法，發(fā)現(xiàn)從長(zhǎng)期來看，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，但從短期來看，城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻有抑制作用[16]。

（四）文章的邊際貢獻(xiàn)

從上述文獻(xiàn)中可以看出，人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者中的任意兩者存在著密切的關(guān)系，但現(xiàn)階段將三者納入一個(gè)理論系統(tǒng)中進(jìn)行研究的文獻(xiàn)為數(shù)不多。在查閱文獻(xiàn)時(shí)發(fā)現(xiàn)，朱越浦等人采用SYS-GMM計(jì)量方法，基于人口就業(yè)視角，分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的影響，其研究結(jié)果表明，人口老齡化和城鎮(zhèn)化均能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展[17]。但該文僅分析了人口老齡化、城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向影響，沒有研究三者相互影響的關(guān)系，而且實(shí)證采用的面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法，不能較好地反映各個(gè)變量的動(dòng)態(tài)變化。因此，本文采用PVAR模型，運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析方法和方差分解分析方法，能對(duì)人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行更好地分析。

二、模型設(shè)定與變量描述

（一）模型設(shè)定

PVAR模型是在建立向量自回歸模型（Vector Auto-Regressive，VAR）的基礎(chǔ)上的擴(kuò)展模型。該模型既具有VAR模型的一系列優(yōu)點(diǎn)，能通過聯(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，估計(jì)出全部?jī)?nèi)生變量間的動(dòng)態(tài)關(guān)系以及各個(gè)內(nèi)生變量面對(duì)沖擊時(shí)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，又能適用于時(shí)間跨度較短的面板數(shù)據(jù)，同時(shí)能夠處理面板數(shù)據(jù)中截面數(shù)據(jù)的異質(zhì)性問題。PVAR模型設(shè)定如下：

其中，i=1，2，…，30表示除西藏、港澳臺(tái)地區(qū)外的30個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）;t=2005，2006，…，2018表示年份;ai表示各個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的固定效應(yīng);βt表示各個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）的時(shí)間效應(yīng);Yi，t是包含三個(gè)內(nèi)生變量的向量Yi，t={odep，urb，ln pgdp}，其中odep表示人口老齡化，urb表示城鎮(zhèn)化，ln pgdp為人均GDP的對(duì)數(shù)值，表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);p表示滯后階數(shù);βp表示滯后第p階的3×3維系數(shù)矩陣;ei，t是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了進(jìn)一步探究人口老齡化和城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中間機(jī)制，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)的方程：

其中，Xi，t是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋變量，分別為人口老齡化（odep）和城鎮(zhèn)化（urb）;Mi，t是中介變量，分別為科技進(jìn)步（tech）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化（third）和人力資本（pop）;controli，t是控制變量，分別為居民消費(fèi)水平（ln cons）和財(cái)政支出水平（ln finance）。

（二）數(shù)據(jù)來源與變量說明

本文的數(shù)據(jù)主要來源于2006—2019年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的統(tǒng)計(jì)年鑒和各?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的統(tǒng)計(jì)公報(bào)，選取了2005—2018年除西藏、港澳臺(tái)地區(qū)外的30個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的老年撫養(yǎng)比、城鎮(zhèn)人口占常住總?cè)丝诘谋壤偷貐^(qū)人均生產(chǎn)總值的對(duì)數(shù)，作為PVAR模型研究的內(nèi)生變量，實(shí)證研究我國(guó)人口老齡化、城鎮(zhèn)化以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在中介效應(yīng)模型中，選取每萬人擁有申請(qǐng)專利授權(quán)數(shù)來反映科技進(jìn)步水平，選取第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化程度，選取每萬人普通本?？圃谛Ｉ鷶?shù)來度量人力資本水平，并以居民消費(fèi)水平的對(duì)數(shù)和人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)作為控制變量，實(shí)證分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制。

三、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，需要對(duì)各個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，以防止出現(xiàn)“偽回歸”和“虛假回歸”現(xiàn)象。對(duì)于PVAR模型，本文選用同質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)方法的LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)以及異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)方法的IPS檢驗(yàn)，來確保檢驗(yàn)的穩(wěn)定性。面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。從表1可以看出，在10%顯著性水平下，odep沒能通過Breitung檢驗(yàn)，urb和ln pgdp沒能通過IPS檢驗(yàn);當(dāng)三個(gè)變量經(jīng)過一階差分后，d_odep、d_urb、d_ln pgdp均能在1%顯著性水平下通過上述檢驗(yàn)。穩(wěn)妥起見，本文選擇d_odep、d_urb、d_ln pgdp構(gòu)建PVAR模型。

對(duì)于中介效應(yīng)模型，中介變量和控制變量均能在5%顯著性水平下通過LLC檢驗(yàn)和Breitung檢驗(yàn)，但均沒通過IPS檢驗(yàn)。按照少數(shù)服從多數(shù)的原則和以減少模型自由度的損失為前提，本文選擇tech、third和pop作為中介變量，ln cons和ln finance作為控制變量。

（二）滯后階數(shù)確定

為了避免因選取較大的滯后階數(shù)而影響樣本自由度的大小，本文根據(jù)AIC、BIC、HQIC最小值準(zhǔn)則，以少數(shù)服從多數(shù)的選擇標(biāo)準(zhǔn)，確定最佳滯后階數(shù)為1階。滯后階數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

（三）PVAR回歸分析

對(duì)PVAR模型采用廣義矩估計(jì)（GMM）分析之前，先運(yùn)用前向均值差分法以及截面均值差分法消除個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，從而提高分析結(jié)果的精準(zhǔn)度。之后運(yùn)用Stata15.0軟件對(duì)滯后一階的PVAR模型進(jìn)行系統(tǒng)內(nèi)的GMM，結(jié)果如表3所示。其中，L1表示各個(gè)變量滯后一期后的數(shù)據(jù)，h_d_odep、h_d_urb和h_d_ln pgdp分別表示d_odep、d_urb和d_ln pgdp運(yùn)用前向均值差分法處理后的數(shù)據(jù)。

從表3可以看出，對(duì)于人口老齡化來說，滯后一期的人口老齡化對(duì)自身的影響為-0.1547，但是該影響并不顯著。滯后一期的城鎮(zhèn)化和滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人口老齡化的影響分別為-0.7145和-0.0498，且均在1%的水平下顯著，這說明推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程和提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平都能減緩人口老齡化程度。

對(duì)于城鎮(zhèn)化來說，滯后一期的城鎮(zhèn)化對(duì)自身的影響為0.2519，且在1%的水平下顯著，這說明在城鎮(zhèn)化具有自我發(fā)展的慣性現(xiàn)象。這可能由于在推進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中，通過設(shè)立國(guó)家新型城鎮(zhèn)化綜合試點(diǎn)地區(qū)進(jìn)行試點(diǎn)，形成可復(fù)制、可推廣的成功經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)而優(yōu)化了我國(guó)城鎮(zhèn)化的布局，強(qiáng)化了城市群、大中小城市和小城鎮(zhèn)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。滯后一期的人口老齡化和滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)城鎮(zhèn)化的影響分別為0.0185和0.0035，但是在統(tǒng)計(jì)意義上并不顯著。

對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來說，滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身的影響為0.7549，且在1%的水平下顯著，這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也同樣具有較強(qiáng)的慣性作用。滯后一期的人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為-0.3142，但是該影響并不顯著。滯后一期的城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為2.0949，且在5%的水平下顯著，這可能因?yàn)槌擎?zhèn)化的推進(jìn)能帶來發(fā)展經(jīng)濟(jì)需要的人力資本、投資資本等，進(jìn)而促進(jìn)了地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

對(duì)于PVAR模型的GMM來說，雖然有的參數(shù)并不顯著，但是并不能否認(rèn)它們之間的相互關(guān)系。為了更好地了解人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制和沖擊變量對(duì)內(nèi)生變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，本文接下來將采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進(jìn)行具體分析。

（四）穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為保證接下來脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果的準(zhǔn)確性，對(duì)該P(yáng)VAR（1）模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示。從圖1中可以得知，該P(yáng)VAR（1）模型全部的伴隨矩陣特征值都落在單位圓之內(nèi)，這表明該P(yáng)VAR（1）模型具有穩(wěn)定性，可以進(jìn)行接下來的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表4可以得知，在單獨(dú)層面上，雖然人口老齡化不是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，只有當(dāng)城鎮(zhèn)化在10%顯著性水平下才是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，但是從PVAR模型整體上來看，在5%顯著性水平下，人口老齡化和城鎮(zhèn)化均是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。對(duì)于人口老齡化來說，城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均是在1%顯著性水平下影響人口老齡化的原因;但對(duì)于城鎮(zhèn)化來說，人口老齡化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均不是影響城鎮(zhèn)化的原因。

（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，可以用來描述內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系和影響路徑。本文使用Stata15.0軟件并采用蒙特卡洛模擬方法進(jìn)行期數(shù)設(shè)定為10期的500次模擬，結(jié)果如圖2所示。

1.人口老齡化的分析

從圖2第2列第3行可以看出，當(dāng)人口老齡化（d_odep）受到來自經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（d_ln pgdp）的沖擊時(shí)，從當(dāng)期到第10期有一個(gè)持續(xù)的負(fù)向作用，且在第1期達(dá)到最大，約為-0.0043;從第1期到第10期該負(fù)向作用逐漸減小，最終收斂于很小的負(fù)向作用。這可能由于當(dāng)經(jīng)濟(jì)能維持高質(zhì)量增長(zhǎng)時(shí)，我國(guó)將有較為充足的資金去完善基本公共服務(wù)體系，加大教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等方面的投入，并進(jìn)一步減小城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間社會(huì)福利的差距，進(jìn)而減緩人口老齡化的進(jìn)程。

從圖2第2列第1行可以看出，當(dāng)人口老齡化（d_odep）受到來自城鎮(zhèn)化（d_urb）的沖擊時(shí)，從當(dāng)期到第10期的影響始終為負(fù)向，且在第1期達(dá)到最大，約為-0.0038;在此之后，該負(fù)向影響逐漸減小，最終在第10期收斂于很小的負(fù)向作用。這與前文中朱勤、童玉芬和劉華軍等學(xué)者們的理論分析結(jié)果基本相同。這說明鄉(xiāng)—城人口流遷帶來的人口城鎮(zhèn)化，雖然加深了鄉(xiāng)村的人口老齡化，但是卻給城鎮(zhèn)帶來了人口紅利，減緩城鎮(zhèn)的人口老齡化。從總體上來看，由城鄉(xiāng)不平衡的人口流動(dòng)帶來的城鎮(zhèn)化對(duì)人口老齡化還是表現(xiàn)為抑制作用。

從圖2第2列第2行可以看出，當(dāng)人口老齡化（d_odep）受到來自自身的沖擊時(shí)，其對(duì)自身當(dāng)期的影響最大，約為0.0100，之后便立即減弱，并在第5期減弱到0。這說明人口老齡化在短期內(nèi)對(duì)自身有一個(gè)正向沖擊，但長(zhǎng)期內(nèi)的沖擊影響幾乎為0。

2.城鎮(zhèn)化的分析

結(jié)合PVAR模型的廣義矩估計(jì)和格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，對(duì)城鎮(zhèn)化僅受其自身沖擊的影響。從圖2第1列第1行可以看出，當(dāng)城鎮(zhèn)化（d_urb）受到來自自身的沖擊時(shí)，其對(duì)自身當(dāng)期有一個(gè)最大的正向沖擊，約為0.0052，之后便立即減弱，并在第5期收斂于0。這說明城鎮(zhèn)化在短期內(nèi)對(duì)自身有一個(gè)正向的慣性作用，能推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，但在長(zhǎng)期內(nèi)的正向作用幾乎為0。

3.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分析

從圖2第3列第3行可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（d_ln pgdp）對(duì)自身沖擊影響一直持續(xù)為正，且在當(dāng)期最大，約為0.0610;之后的正向影響持續(xù)減弱，最終收斂于很小的正向影響。這說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身有一個(gè)持續(xù)的正向作用，但隨著時(shí)間推移，這個(gè)正向作用會(huì)逐漸減弱。

從圖2第3列第1行可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（d_ln pgdp）受到城鎮(zhèn)化（d_urb）的沖擊時(shí)，產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)的正向影響，且在第2期時(shí)達(dá)到最大值，約為0.0110，之后便持續(xù)減弱，最終收斂于很小的正向影響。這與前文中朱孔來、蔣冠和楊浩昌等學(xué)者們的理論分析結(jié)果基本相同。這可能因?yàn)槲覈?guó)當(dāng)前的城鎮(zhèn)化水平仍然落后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，所以在推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，會(huì)直接提高我國(guó)的消費(fèi)水平、投資水平以及外貿(mào)水平，從而間接地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

從圖2第3列第2行可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（d_ln pgdp）受到人口老齡化（d_odep）的沖擊時(shí)，產(chǎn)生一個(gè)持續(xù)的負(fù)向影響，且在第1期達(dá)到最大，約為-0.0060，之后負(fù)向影響逐漸減弱，最終維持一個(gè)很小的負(fù)向影響。這說明人口老齡化會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一個(gè)持續(xù)的拖累作用。這可能因?yàn)槲覈?guó)老年人口的基數(shù)較大，在初期正處在人口結(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，所以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)被抑制。但從長(zhǎng)期來看，我國(guó)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)日漸成型，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)”成為我國(guó)一個(gè)新的發(fā)展極，因此人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響會(huì)逐漸減弱。

（七）方差分解分析

為了進(jìn)一步考察人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相互影響程度，本文使用Stata 15.0軟件并采用蒙特卡洛模擬方法進(jìn)行期數(shù)設(shè)定為10期的500次模擬，從而得到各個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)預(yù)測(cè)各個(gè)內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)程度，結(jié)果如表5所示。

對(duì)于人口老齡化來說，人口老齡化的變動(dòng)主要來自自身沖擊，隨著時(shí)間推移，雖然貢獻(xiàn)程度逐年下降，但是在第10期仍有高達(dá)65.49%的貢獻(xiàn)比例。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是影響人口老齡化的次要因素，其貢獻(xiàn)程度也逐年緩慢上升，到第10期達(dá)到了25.67%的貢獻(xiàn)比例。城鎮(zhèn)化對(duì)人口老齡化的解釋能力較弱，但其貢獻(xiàn)程度也在逐年上升，到第10期也有8.84%的貢獻(xiàn)比例。

對(duì)于城鎮(zhèn)化來說，城鎮(zhèn)化的變動(dòng)主要來自自身沖擊，其所占貢獻(xiàn)比例較大，且波動(dòng)很小，在當(dāng)期的貢獻(xiàn)比例為89.28%，到第10期仍維持著88.92%的貢獻(xiàn)比例。

對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來說，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素來自其自身沖擊，雖然其貢獻(xiàn)比例呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，但是在第10期仍有高達(dá)94.63%的貢獻(xiàn)比例。人口老齡化是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的次要因素，其貢獻(xiàn)程度呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，從當(dāng)期的0上升到第10期的4.61%。城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力較弱，到第10期僅有0.76%。

（八）機(jī)制分析

通過前文可以得知人口老齡化和城鎮(zhèn)化均能影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接影響的貢獻(xiàn)程度并不高。因此，本文在李軍、馮劍鋒和蔣冠等學(xué)者的研究基礎(chǔ)上[2，5，14]，結(jié)合現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展特點(diǎn)，從科技進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和人力資本三個(gè)方面探討人口老齡化和城鎮(zhèn)化間接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)過程與中間機(jī)制。

首先要運(yùn)用公式（2）和公式（3）驗(yàn)證中介變量的有效性，結(jié)果如表6所示。接著要通過構(gòu)造Sobel統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果如表7中的中介效應(yīng)所示。綜上所述，在選取的三個(gè)中介變量中，人口老齡化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介變量?jī)H有人力資本，而城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中介變量包括了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化和人力資本。

在公式（2）和公式（3）的回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，運(yùn)用公式（4）進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)和公式（5）計(jì)算人口老齡化和城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的總影響，估計(jì)結(jié)果如表7所示。從表7中可以看出，對(duì)于人口老齡化來說，雖然人口老齡化通過人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響，但是仍無法抵消人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接負(fù)向作用。這可能是由于隨著人口老齡化程度的加深，我國(guó)勞動(dòng)年齡人口的規(guī)模會(huì)出現(xiàn)減少的趨勢(shì)，人口紅利的優(yōu)勢(shì)會(huì)消失殆盡。因此，我國(guó)開始放寬生育政策，鼓勵(lì)生育;推進(jìn)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率;調(diào)整教育結(jié)構(gòu)，培養(yǎng)科技人才。通過提高人力資本的質(zhì)量，進(jìn)而緩解人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的負(fù)向影響。但現(xiàn)階段我國(guó)的教育水平與發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍有一定的差距，人才紅利的優(yōu)勢(shì)還未完全發(fā)揮出來，并且還存在著我國(guó)本土高端人才流失的風(fēng)險(xiǎn)和外國(guó)人才難引進(jìn)的困難，因而人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不明顯。對(duì)于城鎮(zhèn)化來說，一方面，城鎮(zhèn)化通過對(duì)人力資本產(chǎn)生正向影響，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。這可能是由于推進(jìn)城鎮(zhèn)化會(huì)帶來人口集聚效應(yīng)，并且大量的勞動(dòng)力集聚會(huì)促進(jìn)人才良性競(jìng)爭(zhēng)，提高人力資本的質(zhì)量，進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另一方面，雖然城鎮(zhèn)化通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向影響，但是從總體上來看，城鎮(zhèn)化仍能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這可能由于城鎮(zhèn)化的推進(jìn)會(huì)帶來產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，并且加大了服務(wù)業(yè)在三次產(chǎn)業(yè)中的比重;而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)由工業(yè)向服務(wù)業(yè)的調(diào)整過程中所釋放的結(jié)構(gòu)紅利，并不足以支撐我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)，還會(huì)導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)入“結(jié)構(gòu)性減速”階段[18]。除此之外，過度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)還會(huì)使得我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)存在“脫實(shí)向虛”的風(fēng)險(xiǎn)，降低我國(guó)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的能力。

四、結(jié)論及政策建議

本文選取2005—2018年我國(guó)30個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行PVAR模型的構(gòu)建，運(yùn)用PVAR模型內(nèi)的GMM估計(jì)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析來研究人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并采用中介效應(yīng)模型進(jìn)一步分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響。研究的主要結(jié)論如下：

我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在依賴自身的慣性現(xiàn)象，對(duì)自身發(fā)展具有促進(jìn)作用。但人口老齡化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展模式仍存在不足的地方，均不具有實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)久自我發(fā)展的慣性現(xiàn)象。

城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均能減緩人口老齡化，但其負(fù)向影響會(huì)隨著時(shí)間的推移減弱。一方面，人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在一個(gè)直接性的拖累作用，但從長(zhǎng)期來看，其負(fù)向的影響程度會(huì)逐漸減弱;另一方面，人口老齡化雖通過人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響，但仍無法抵消人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接負(fù)向作用。

城鎮(zhèn)化會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的正向影響，也會(huì)通過人力資本產(chǎn)生間接的負(fù)向影響，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化產(chǎn)生間接的正向影響，但從總體上來看，城鎮(zhèn)化對(duì)產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)為正。

通過梳理人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文提出以下建議：

在人口老齡化方面，一是要完善基本公共服務(wù)體系。一方面，日趨完善的社會(huì)保障、平民化的高水平教育體系會(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，高水平的經(jīng)濟(jì)社會(huì)和高質(zhì)量的社會(huì)服務(wù)會(huì)提高高端人才的留存率，從而提高勞動(dòng)力質(zhì)量，進(jìn)而減緩我國(guó)人口老齡化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成的沖擊。二是要充分激發(fā)“銀發(fā)經(jīng)濟(jì)”市場(chǎng)活力?；谖覈?guó)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)，如老年醫(yī)療保健產(chǎn)業(yè)、老年旅游產(chǎn)業(yè)、老年養(yǎng)老服務(wù)產(chǎn)業(yè)等，進(jìn)而刺激我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

在城鎮(zhèn)化方面，一是要完善人才政策和深化戶籍制度改革。不僅要引進(jìn)地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展產(chǎn)業(yè)的頂尖人才、專項(xiàng)人才，還要提高城市對(duì)現(xiàn)有人才的留存能力，如設(shè)立專項(xiàng)人才補(bǔ)貼基金、制定解決人才買房難方案等。二是合理調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，避免過度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)而帶來“結(jié)構(gòu)性減速”和“脫實(shí)向虛”問題。一方面，要充分做好傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的升級(jí)改造工作，合理運(yùn)用諸如AI、5G、大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)，提高傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率，支撐實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展;另一方面，促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理布局，按照區(qū)域發(fā)展的特點(diǎn)，可以發(fā)展相鄰地區(qū)互補(bǔ)產(chǎn)業(yè)或者協(xié)同產(chǎn)業(yè)。

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[18] 于斌斌.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)：基于中國(guó)城市動(dòng)態(tài)空間面板模型的分析[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（12）：83-98.

[19] 黃甫喆，陳孝偉.人口老齡化對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑的影響：基于TVP-VAR模型的實(shí)證研究[J].上海金融，2020（1）：5-12.

[20] 董直慶，王輝.城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)異質(zhì)性：基于空間面板杜賓模型的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].學(xué)術(shù)月刊，2019（10）：54-66.

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