王知桂 陳家敏

[摘 要] 為了加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，需要厘清人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。文章選取我國30個省份的面板數(shù)據(jù)作為樣本，構(gòu)建PVAR模型和中介效應(yīng)模型，并運用GMM、脈沖響應(yīng)和方差分解進行分析，得到以下四項研究結(jié)果：一是我國的經(jīng)濟增長存在自身發(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)濟增長會減緩人口老齡化;三是人口老齡化通過人力資本對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，但仍無法抵消人口老齡化對經(jīng)濟增長的直接負向作用;四是城鎮(zhèn)化會直接促進經(jīng)濟增長，也會通過人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化間接影響經(jīng)濟增長。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”市場活力;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)濟增長;面板向量自回歸模型;中介效應(yīng)模型

[中圖分類號] F015;F061.3 ? ?[文獻標(biāo)識碼] A ? ?[文章編號] 1673-8616（2020）06-0022-12

近年來，我國積極轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，與以前單一追求快速發(fā)展不同，現(xiàn)階段我國更加注重經(jīng)濟的發(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)濟增長的因素發(fā)現(xiàn)，人口結(jié)構(gòu)的變化和城鎮(zhèn)化的發(fā)展在經(jīng)濟增長中具有顯著作用。從2000年起，我國正式步入人口老齡化社會，隨著時間的推移，未富先老、人口紅利減弱等問題也日趨嚴重。與此同時，在推進城鎮(zhèn)化的進程中，我國呈現(xiàn)出城鎮(zhèn)化速率快、城鎮(zhèn)化人口多等特點，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高質(zhì)量城鎮(zhèn)化的同時，還能保持經(jīng)濟的高質(zhì)量增長，是我國接下來需要重點關(guān)注的問題之一?；谏鲜霰尘埃疚臉?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)濟增長納入同一個研究體系，不僅探究了人口老齡化、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，還分析了三者之間是否存在相互的動態(tài)關(guān)系，從而為我國經(jīng)濟高質(zhì)量增長的路徑研究提供借鑒。

一、文獻綜述

（一）人口老齡化與經(jīng)濟增長的關(guān)系

現(xiàn)階段眾多學(xué)者對于人口老齡化與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，大致可以分為三大類。第一類研究認為，人口老齡化對經(jīng)濟增長有拖累作用，會抑制經(jīng)濟增長。例如，Lindh和Malmberg研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化程度的加深會減緩勞動力資源的增長和抑制對勞動力的需求，進而對經(jīng)濟增長具有拖累作用[1]。李軍認為，在生產(chǎn)供給方面，技術(shù)進步、資本積累和勞動投入等生產(chǎn)要素會因人口老齡化而被動減少，進而對經(jīng)濟增長造成負向影響;在私人需求方面，由于老年人消費傾向及收入水平的變化，人口老齡化會降低總消費水平，并減緩經(jīng)濟增長[2]。游士兵和蔡遠飛通過構(gòu)建PVAR模型，發(fā)現(xiàn)人口老齡化一方面會抑制居民的消費水平，另一方面會促進居民的儲蓄水平，但無論是在消費視角下還是在儲蓄視角下，人口老齡化都會減緩經(jīng)濟的增長[3]。第二類研究則認為，人口老齡化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用，從而促進經(jīng)濟增長。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，并且顯著降低對人均產(chǎn)出的負面影響，經(jīng)濟發(fā)展水平也會因此提高[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)，人口老齡化對勞動生產(chǎn)率和勞動年齡人口比重產(chǎn)生正向影響，而對勞動參與率產(chǎn)生負向影響，但從總體上來看，人口老齡化會通過中介變量對經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的正向影響[5]。第三類研究認為，現(xiàn)階段不能準確預(yù)測人口老齡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。例如，Bloom等人認為，人口老齡化所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果取決于對年齡結(jié)構(gòu)變化的行為反應(yīng)，從長期來看，人口老齡化并不一定會抑制經(jīng)濟增長[6]。

（二）人口老齡化與城鎮(zhèn)化的關(guān)系

在已有的文獻中，大多數(shù)學(xué)者對人口老齡化與城鎮(zhèn)化關(guān)系的研究，分為鄉(xiāng)村人口老齡化和城鎮(zhèn)人口老齡化兩個方向。例如，朱勤通過研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)階段我國由于城鄉(xiāng)二元社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的分割，城鎮(zhèn)化會加速鄉(xiāng)村人口老齡化，但卻會給城鎮(zhèn)帶來人口紅利;從長遠來看，城鎮(zhèn)面臨的人口老齡化壓力會遠大于鄉(xiāng)村[7]。童玉芬等人通過采用多區(qū)域人口預(yù)測模型，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)化對鄉(xiāng)村人口老齡化產(chǎn)生顯著的負向影響，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)濟增長的關(guān)系

關(guān)于城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，目前國內(nèi)外學(xué)者尚無一致的結(jié)論。從國外的主流研究方向來看，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的關(guān)系可以分為“S”形和“U”形兩大類。例如，Northam通過對美國、英國等國家的城鎮(zhèn)化發(fā)展進程的研究，發(fā)現(xiàn)城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長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)模的擴大會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)象也會隨之出現(xiàn)，因此，城鎮(zhèn)化會階段性抑制經(jīng)濟增長，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)化會對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生階段性負向影響，并呈現(xiàn)正U形曲線的形態(tài)[12]。

關(guān)于我國城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，其主要代表性觀點有兩種。第一種觀點認為，城鎮(zhèn)化能促進經(jīng)濟增長。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，分析得出我國每提高1%的城鎮(zhèn)化率，可以帶來7.1%的經(jīng)濟增長[13]。蔣冠和霍強認為，城鎮(zhèn)化會借助產(chǎn)業(yè)優(yōu)化機制、投資拉動機制、創(chuàng)新激勵機制以及消費刺激機制來促進經(jīng)濟增長，同樣的，經(jīng)濟增長會通過結(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)化均能促進經(jīng)濟增長，從影響程度上分析，土地城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響程度小于人口城鎮(zhèn)化;從區(qū)域差異上分析，對經(jīng)濟增長的正向影響方面，東部地區(qū)最小、西部地區(qū)居中、中部地區(qū)最大[15]。第二種觀點認為，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的作用不明顯甚至有負向影響。例如，項本武和張鴻武運用面板協(xié)整和誤差修正方法，發(fā)現(xiàn)從長期來看，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長有促進作用，但從短期來看，城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長卻有抑制作用[16]。

（四）文章的邊際貢獻

從上述文獻中可以看出，人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長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理論系統(tǒng)中進行研究的文獻為數(shù)不多。在查閱文獻時發(fā)現(xiàn)，朱越浦等人采用SYS-GMM計量方法，基于人口就業(yè)視角，分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長造成的影響，其研究結(jié)果表明，人口老齡化和城鎮(zhèn)化均能推動經(jīng)濟的快速發(fā)展[17]。但該文僅分析了人口老齡化、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的單向影響，沒有研究三者相互影響的關(guān)系，而且實證采用的面板數(shù)據(jù)估計方法，不能較好地反映各個變量的動態(tài)變化。因此，本文采用PVAR模型，運用脈沖響應(yīng)分析方法和方差分解分析方法，能對人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長三者之間的動態(tài)關(guān)系進行更好地分析。

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)上的擴展模型。該模型既具有VAR模型的一系列優(yōu)點，能通過聯(lián)立多個方程式，將系統(tǒng)內(nèi)研究變量全部當(dāng)作內(nèi)生變量并對其進行滯后值的回歸，估計出全部內(nèi)生變量間的動態(tài)關(guān)系以及各個內(nèi)生變量面對沖擊時的動態(tài)反應(yīng)，又能適用于時間跨度較短的面板數(shù)據(jù)，同時能夠處理面板數(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、港澳臺地區(qū)外的30個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）;t=2005，2006，…，2018表示年份;ai表示各個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的固定效應(yīng);βt表示各個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的時間效應(yīng);Yi，t是包含三個內(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的對數(shù)值，表示經(jīng)濟增長;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是隨機擾動項。

為了進一步探究人口老齡化和城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的中間機制，本文構(gòu)建如下中介效應(yīng)的方程：

其中，Xi，t是影響經(jīng)濟增長的解釋變量，分別為人口老齡化（odep）和城鎮(zhèn)化（urb）;Mi，t是中介變量，分別為科技進步（tech）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（third）和人力資本（pop）;controli，t是控制變量，分別為居民消費水平（ln cons）和財政支出水平（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《中國統(tǒng)計年鑒》、各省（自治區(qū)、直轄市）的統(tǒng)計年鑒和各省（自治區(qū)、直轄市）的統(tǒng)計公報，選取了2005—2018年除西藏、港澳臺地區(qū)外的30個省（自治區(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)總值的對數(shù)，作為PVAR模型研究的內(nèi)生變量，實證研究我國人口老齡化、城鎮(zhèn)化以及經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系。在中介效應(yīng)模型中，選取每萬人擁有申請專利授權(quán)數(shù)來反映科技進步水平，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，并以居民消費水平的對數(shù)和人均財政支出的對數(shù)作為控制變量，實證分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響機制。

三、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

在進行實證分析之前，需要對各個內(nèi)生變量進行面板單位根檢驗，以防止出現(xiàn)“偽回歸”和“虛假回歸”現(xiàn)象。對于PVAR模型，本文選用同質(zhì)面板單位根檢驗方法的LLC檢驗、Breitung檢驗以及異質(zhì)面板單位根檢驗方法的IPS檢驗，來確保檢驗的穩(wěn)定性。面板單位根檢驗結(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，urb和ln pgdp沒能通過IPS檢驗;當(dāng)三個變量經(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。穩(wěn)妥起見，本文選擇d_odep、d_urb、d_ln pgdp構(gòu)建PVAR模型。

對于中介效應(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檢驗和Breitung檢驗，但均沒通過IPS檢驗。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最小值準則，以少數(shù)服從多數(shù)的選擇標(biāo)準，確定最佳滯后階數(shù)為1階。滯后階數(shù)檢驗的結(jié)果如表2所示。

（三）PVAR回歸分析

對PVAR模型采用廣義矩估計（GMM）分析之前，先運用前向均值差分法以及截面均值差分法消除個體固定效應(yīng)和時間效應(yīng)，從而提高分析結(jié)果的精準度。之后運用Stata15.0軟件對滯后一階的PVAR模型進行系統(tǒng)內(nèi)的GMM，結(jié)果如表3所示。其中，L1表示各個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運用前向均值差分法處理后的數(shù)據(jù)。

從表3可以看出，對于人口老齡化來說，滯后一期的人口老齡化對自身的影響為-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)濟增長對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，這說明推進城鎮(zhèn)化進程和提高經(jīng)濟增長水平都能減緩人口老齡化程度。

對于城鎮(zhèn)化來說，滯后一期的城鎮(zhèn)化對自身的影響為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。這可能由于在推進我國城鎮(zhèn)化的進程中，通過設(shè)立國家新型城鎮(zhèn)化綜合試點地區(qū)進行試點，形成可復(fù)制、可推廣的成功經(jīng)驗，進而優(yōu)化了我國城鎮(zhèn)化的布局，強化了城市群、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)濟增長對城鎮(zhèn)化的影響分別為0.0185和0.0035，但是在統(tǒng)計意義上并不顯著。

對于經(jīng)濟增長來說，滯后一期的經(jīng)濟增長對自身的影響為0.7549，且在1%的水平下顯著，這表明經(jīng)濟增長也同樣具有較強的慣性作用。滯后一期的人口老齡化對經(jīng)濟增長的影響為-0.3142，但是該影響并不顯著。滯后一期的城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響為2.0949，且在5%的水平下顯著，這可能因為城鎮(zhèn)化的推進能帶來發(fā)展經(jīng)濟需要的人力資本、投資資本等，進而促進了地區(qū)的經(jīng)濟增長。

對于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)濟增長之間的動態(tài)傳導(dǎo)機制和沖擊變量對內(nèi)生變量波動的貢獻度，本文接下來將采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解進行具體分析。

（四）穩(wěn)定性檢驗

為保證接下來脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果的準確性，對該PVAR（1）模型進行穩(wěn)定性檢驗，結(jié)果如圖1所示。從圖1中可以得知，該PVAR（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PVAR（1）模型具有穩(wěn)定性，可以進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

從表4可以得知，在單獨層面上，雖然人口老齡化不是引起經(jīng)濟增長的原因，只有當(dāng)城鎮(zhèn)化在10%顯著性水平下才是引起經(jīng)濟增長的原因，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)濟增長的原因。對于人口老齡化來說，城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長均是在1%顯著性水平下影響人口老齡化的原因;但對于城鎮(zhèn)化來說，人口老齡化和經(jīng)濟增長均不是影響城鎮(zhèn)化的原因。

（六）脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)是指一個變量的隨機誤差項的沖擊對所有內(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)濟增長（d_ln pgdp）的沖擊時，從當(dāng)期到第10期有一個持續(xù)的負向作用，且在第1期達到最大，約為-0.0043;從第1期到第10期該負向作用逐漸減小，最終收斂于很小的負向作用。這可能由于當(dāng)經(jīng)濟能維持高質(zhì)量增長時，我國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，并進一步減小城鎮(zhèn)與農(nóng)村之間社會福利的差距，進而減緩人口老齡化的進程。

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，從當(dāng)期到第10期的影響始終為負向，且在第1期達到最大，約為-0.0038;在此之后，該負向影響逐漸減小，最終在第10期收斂于很小的負向作用。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)不平衡的人口流動帶來的城鎮(zhèn)化對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，其對自身當(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)對自身有一個正向沖擊，但長期內(nèi)的沖擊影響幾乎為0。

2.城鎮(zhèn)化的分析

結(jié)合PVAR模型的廣義矩估計和格蘭杰因果檢驗的結(jié)果，對城鎮(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，其對自身當(dāng)期有一個最大的正向沖擊，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)對自身有一個正向的慣性作用，能推進城鎮(zhèn)化進程，但在長期內(nèi)的正向作用幾乎為0。

3.經(jīng)濟增長的分析

從圖2第3列第3行可以看出，經(jīng)濟增長（d_ln pgdp）對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)濟增長對自身有一個持續(xù)的正向作用，但隨著時間推移，這個正向作用會逐漸減弱。

從圖2第3列第1行可以看出，經(jīng)濟增長（d_ln pgdp）受到城鎮(zhèn)化（d_urb）的沖擊時，產(chǎn)生一個持續(xù)的正向影響，且在第2期時達到最大值，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。這可能因為我國當(dāng)前的城鎮(zhèn)化水平仍然落后于經(jīng)濟發(fā)展水平，所以在推進城鎮(zhèn)化進程中，會直接提高我國的消費水平、投資水平以及外貿(mào)水平，從而間接地促進經(jīng)濟增長。

從圖2第3列第2行可以看出，經(jīng)濟增長（d_ln pgdp）受到人口老齡化（d_odep）的沖擊時，產(chǎn)生一個持續(xù)的負向影響，且在第1期達到最大，約為-0.0060，之后負向影響逐漸減弱，最終維持一個很小的負向影響。這說明人口老齡化會抑制經(jīng)濟增長，對經(jīng)濟增長有一個持續(xù)的拖累作用。這可能因為我國老年人口的基數(shù)較大，在初期正處在人口結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的適應(yīng)期，在勞動力的需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級等方面還沒能很好地進行調(diào)整，所以經(jīng)濟增長會被抑制。但從長期來看，我國“銀發(fā)經(jīng)濟”市場日漸成型，能夠吸引更多外來勞動力和投資者，使得“銀發(fā)經(jīng)濟”成為我國一個新的發(fā)展極，因此人口老齡化對經(jīng)濟增長的負向影響會逐漸減弱。

（七）方差分解分析

為了進一步考察人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長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行期數(shù)設(shè)定為10期的500次模擬，從而得到各個結(jié)構(gòu)沖擊對預(yù)測各個內(nèi)生變量的貢獻程度，結(jié)果如表5所示。

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

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

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

（八）機制分析

通過前文可以得知人口老齡化和城鎮(zhèn)化均能影響經(jīng)濟增長，但其對經(jīng)濟增長的直接影響的貢獻程度并不高。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)階段我國經(jīng)濟的發(fā)展特點，從科技進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和人力資本三個方面探討人口老齡化和城鎮(zhèn)化間接影響經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)過程與中間機制。

首先要運用公式（2）和公式（3）驗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)計量進行顯著性檢驗，結(jié)果如表7中的中介效應(yīng)所示。綜上所述，在選取的三個中介變量中，人口老齡化影響經(jīng)濟增長的中介變量僅有人力資本，而城鎮(zhèn)化影響經(jīng)濟增長的中介變量包括了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化和人力資本。

在公式（2）和公式（3）的回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，運用公式（4）進行中介效應(yīng)檢驗和公式（5）計算人口老齡化和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長造成的總影響，估計結(jié)果如表7所示。從表7中可以看出，對于人口老齡化來說，雖然人口老齡化通過人力資本對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，但是仍無法抵消人口老齡化對經(jīng)濟增長的直接負向作用。這可能是由于隨著人口老齡化程度的加深，我國勞動年齡人口的規(guī)模會出現(xiàn)減少的趨勢，人口紅利的優(yōu)勢會消失殆盡。因此，我國開始放寬生育政策，鼓勵生育;推進數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，提高勞動生產(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，進而緩解人口老齡化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的負向影響。但現(xiàn)階段我國的教育水平與發(fā)達國家相比仍有一定的差距，人才紅利的優(yōu)勢還未完全發(fā)揮出來，并且還存在著我國本土高端人才流失的風(fēng)險和外國人才難引進的困難，因而人力資本對經(jīng)濟增長的促進作用并不明顯。對于城鎮(zhèn)化來說，一方面，城鎮(zhèn)化通過對人力資本產(chǎn)生正向影響，進而促進經(jīng)濟的增長。這可能是由于推進城鎮(zhèn)化會帶來人口集聚效應(yīng)，并且大量的勞動力集聚會促進人才良性競爭，提高人力資本的質(zhì)量，進而拉動經(jīng)濟增長。另一方面，雖然城鎮(zhèn)化通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向影響，但是從總體上來看，城鎮(zhèn)化仍能促進經(jīng)濟增長。這可能由于城鎮(zhèn)化的推進會帶來產(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，并不足以支撐我國經(jīng)濟的高質(zhì)量增長，還會導(dǎo)致我國經(jīng)濟增長進入“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)還會使得我國實體經(jīng)濟存在“脫實向虛”的風(fēng)險，降低我國應(yīng)對經(jīng)濟波動的能力。

四、結(jié)論及政策建議

本文選取2005—2018年我國30個省（自治區(qū)、直轄市）的省際面板數(shù)據(jù)進行PVAR模型的構(gòu)建，運用PVAR模型內(nèi)的GMM估計、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)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系，并采用中介效應(yīng)模型進一步分析人口老齡化和城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。研究的主要結(jié)論如下：

我國的經(jīng)濟增長存在依賴自身的慣性現(xiàn)象，對自身發(fā)展具有促進作用。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，均不具有實現(xiàn)長久自我發(fā)展的慣性現(xiàn)象。

城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長均能減緩人口老齡化，但其負向影響會隨著時間的推移減弱。一方面，人口老齡化對經(jīng)濟增長存在一個直接性的拖累作用，但從長期來看，其負向的影響程度會逐漸減弱;另一方面，人口老齡化雖通過人力資本對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響，但仍無法抵消人口老齡化對經(jīng)濟增長的直接負向作用。

城鎮(zhèn)化會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接的正向影響，也會通過人力資本產(chǎn)生間接的負向影響，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化產(chǎn)生間接的正向影響，但從總體上來看，城鎮(zhèn)化對產(chǎn)生經(jīng)濟增長的總效應(yīng)為正。

通過梳理人口老齡化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長之間的動態(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，日趨完善的社會保障、平民化的高水平教育體系會使得年輕一代減少育兒壓力，從而提高出生率，增加未來的勞動力數(shù)量;另一方面，高水平的經(jīng)濟社會和高質(zhì)量的社會服務(wù)會提高高端人才的留存率，從而提高勞動力質(zhì)量，進而減緩我國人口老齡化對經(jīng)濟增長造成的沖擊。二是要充分激發(fā)“銀發(fā)經(jīng)濟”市場活力?；谖覈夏耆丝诨鶖?shù)大的特點，應(yīng)該充分發(fā)掘老年人的消費潛力，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，進而刺激我國經(jīng)濟增長。

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。不僅要引進地區(qū)重點發(fā)展產(chǎn)業(yè)的頂尖人才、專項人才，還要提高城市對現(xiàn)有人才的留存能力，如設(shè)立專項人才補貼基金、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“脫實向虛”問題。一方面，要充分做好傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的升級改造工作，合理運用諸如AI、5G、大數(shù)據(jù)等信息技術(shù)，提高傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的勞動生產(chǎn)率，支撐實體經(jīng)濟發(fā)展;另一方面，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理布局，按照區(qū)域發(fā)展的特點，可以發(fā)展相鄰地區(qū)互補產(chǎn)業(yè)或者協(xié)同產(chǎn)業(yè)。

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