一、研究背景
　　 目前人口經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)人口紅利理論的研究較多是針對(duì)宏觀的區(qū)域（多國或一國家）進(jìn)行的。本文試圖將人口紅利理論引入一個(gè)較小的區(qū)域，研究廣東省這一特定區(qū)域的人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響。這在一定程度上豐富了人口紅利理論的研究范圍，加強(qiáng)了該理論的研究深度。
　　 作為我國改革開放的領(lǐng)頭雁廣東省，它的人口紅利狀況是怎樣的？廣東省人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)怎樣？廣東省人口紅利有沒有得到充分實(shí)現(xiàn)？若沒有，應(yīng)采取哪些措施來促進(jìn)人口紅利的最大化實(shí)現(xiàn)?本文正是基于這些背景來研究廣東省人口紅利及其實(shí)現(xiàn)的。
　　 二、廣東省人口轉(zhuǎn)變狀況及人口紅利分析
　　 （一）出生率和死亡率的變動(dòng)分析
　　廣東省歷年人口變化情況（單位：‰）
　　 數(shù)據(jù)來源：各年廣東統(tǒng)計(jì)年鑒。
　　 建國以來，廣東省的人口轉(zhuǎn)變大體經(jīng)歷了恢復(fù)發(fā)展時(shí)期（1949—1958年）、緩慢增長時(shí)期（1959—1961年）、快速增長時(shí)期（1962—1970年）、控制增長時(shí)期（1971—1979年）、有計(jì)劃發(fā)展時(shí)期（1980—1989年）和有效控制下的低速增長時(shí)期（1990年至今）等六個(gè)階段，目前已總體實(shí)現(xiàn)了從高出生率、低死亡率和較高的自然增長率向低出生率、低死亡率和低自然增長率的轉(zhuǎn)變。
　　 不可避免，大約在2025年前后，廣東的人口紅利將有可能消失，取而代之的是社會(huì)老年人口比重上升。故可以認(rèn)為，從上世紀(jì)80年代到本世紀(jì)20年代，是廣東利用人口紅利的最佳時(shí)期。
　　 (二)廣東省人口撫養(yǎng)系數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)
　　 數(shù)據(jù)來源：各年廣東統(tǒng)計(jì)年鑒。
　　 1964年，廣東的總?cè)丝趽狃B(yǎng)系數(shù)高達(dá)83.01%，這主要源于高少兒人口比例導(dǎo)致的高少兒撫養(yǎng)系數(shù)。其后，出生率和少兒系數(shù)不斷降低，少兒撫養(yǎng)系數(shù)隨之下降，1989年降至55.19%。由于老年撫養(yǎng)系數(shù)變動(dòng)的幅度不大，總撫養(yǎng)系數(shù)變化的曲線與少兒撫養(yǎng)系數(shù)基本一致，也是先有下降，再緩慢上升而后快速下降的趨勢(shì)，但上升的時(shí)期較短。1993年以后基本是趨于下降的，即從1993年的65.66%下降到2007年的36.04%。人口撫養(yǎng)系數(shù)的降低，減輕了勞動(dòng)力的供養(yǎng)負(fù)擔(dān)和社會(huì)負(fù)擔(dān)，有助于增加勞動(dòng)投入和資本積累，為經(jīng)濟(jì)增長提供重要的支持。
　　 在此過程中，伴隨著老年人口比例的緩慢提高，老年撫養(yǎng)系數(shù)漸趨升高，但速度較慢，從1982年到2007年，僅升高1.05個(gè)百分點(diǎn)。但隨著出生率在低水平上穩(wěn)定下來，勞動(dòng)年齡人口增長的減緩以及老年系數(shù)的不斷增大，老年撫養(yǎng)系數(shù)升高的速度將會(huì)加快。
　　 從以上兩點(diǎn)分析可以看出，廣東的人口紅利期在2015年左右即將結(jié)束，人口紅利視窗即將關(guān)閉，人口老齡化現(xiàn)象將會(huì)越來越嚴(yán)重。老齡化的逐漸發(fā)展使得人口紅利的優(yōu)勢(shì)將逐漸弱化甚至消失。因此，提高人口紅利的利用效率，最大化的兌現(xiàn)人口紅利以加速廣東省經(jīng)濟(jì)增長顯得尤為重要。
　　 三、廣東省人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用
　　 判斷人口紅利是否為經(jīng)濟(jì)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(jì)增長數(shù)據(jù)、人口數(shù)據(jù)和其他影響經(jīng)濟(jì)增長績效的變量數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。
　　 本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，假設(shè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出符合柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：
　　 Y=ALαKβ(1)
　　 其中，Y代表經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出，以地區(qū)生產(chǎn)總值表示；L為勞動(dòng)力，用從業(yè)人員數(shù)表示；K為資本投入，用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額表示；α為勞動(dòng)力投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)；β為資本投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)。
　　 對(duì)（1）式兩邊取自然對(duì)數(shù)得到：
　　 InY=InA+αInL+βInK
　　 本文數(shù)據(jù)來自《廣東統(tǒng)計(jì)年鑒2009》，利用2009年廣東統(tǒng)計(jì)年鑒中的最新數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)計(jì)量模型考察1978—2008年廣東省總體勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般是非平穩(wěn)的，如果直接采用OLS回歸分析就可能產(chǎn)生“偽回歸”的現(xiàn)象，因此要對(duì)這三組變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整分析，以得到三者之間長期穩(wěn)定的關(guān)系。本文計(jì)量分析采用Eviews5.0。
　　 （一）變量時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)
　　 在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，要先對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值（InY）、從業(yè)人員數(shù)（InL）和社會(huì)固定資本投資總額進(jìn)行ADF 單位根檢驗(yàn)，來考察它們的平穩(wěn)性。
　　 結(jié)果如下表，對(duì)數(shù)化后原序列非平穩(wěn)，經(jīng)過二階差分后為平穩(wěn)序列，因此，三者都是（2）階單整序列。
　　變量序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
　　 注：表中D表示一階差分，D2表示二階差分；C表示