方 雯

一、人口老齡化與經(jīng)濟(jì)服務(wù)化

我國的人口與經(jīng)濟(jì)正面臨著兩大結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變：(1)人口方面，年齡結(jié)構(gòu)加速老化。我國于2000年左右進(jìn)入人口老齡化社會，此后老年人口占比持續(xù)上升，預(yù)計(jì)到2022年，我國65歲及以上老年人口占比將達(dá)到14%，屆時(shí)我國將由老齡化社會正式進(jìn)入老齡社會。(2)經(jīng)濟(jì)方面，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)亟待轉(zhuǎn)型升級。中華人民共和國成立以來，我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)經(jīng)歷了由“一二三”結(jié)構(gòu)向“二三一”結(jié)構(gòu)再向“三二一”結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變過程。2019年，我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)為7.2∶38.9∶53.9，三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)為25.1∶27.5∶47.4。結(jié)合各項(xiàng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)來看，我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)演變的總體過程和趨勢與世界主要經(jīng)濟(jì)體的情況較為一致，但仍然存在著結(jié)構(gòu)不合理、現(xiàn)代化水平低等問題(見圖1)。事實(shí)上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變是有規(guī)律可循的。就三次產(chǎn)業(yè)而言，根據(jù)配第-克拉克定理，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人均國民收入水平的提高，勞動力先由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，再由第二產(chǎn)業(yè)向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。庫茲涅茨認(rèn)為勞動力和產(chǎn)值都遵循著上述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)規(guī)律，即無論是產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比還是產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比，第一產(chǎn)業(yè)所占比重不斷下降，第二產(chǎn)業(yè)所占比重先上升后下降，第三產(chǎn)業(yè)所占比重不斷上升。服務(wù)化是由第二產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)向第三產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程。近年來學(xué)界圍繞我國經(jīng)濟(jì)是否已由工業(yè)化后期進(jìn)入服務(wù)化階段展開了諸多討論，普遍認(rèn)為經(jīng)濟(jì)服務(wù)化是未來我國經(jīng)濟(jì)必然的發(fā)展趨勢和方向〔1-4〕。因此，在快速的人口老齡化和未來的經(jīng)濟(jì)服務(wù)化已經(jīng)成為必然趨勢的背景下，研究人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響效應(yīng)具有較大的理論和現(xiàn)實(shí)意義。預(yù)判形勢有利于提前設(shè)計(jì)與選擇適合的產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策，利用好人口老齡化給產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的積極影響，削弱老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成的負(fù)面影響，從而達(dá)到調(diào)整現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以適應(yīng)人口年齡結(jié)構(gòu)的老化、利用人口老齡化積極影響來推動經(jīng)濟(jì)的服務(wù)化、進(jìn)而實(shí)現(xiàn)人口與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的目標(biāo)。

圖1 1990—2018年我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化趨勢(1)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化反映出三次產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調(diào)程度以及資源要素投入—產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度，這里借鑒干春暉等的研究〔5〕，用泰爾指數(shù)進(jìn)行衡量。如果泰爾指數(shù)值不為0時(shí)，表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離均衡狀態(tài)，此時(shí)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并不合理。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化反映的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)服務(wù)化傾向的程度，這里用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值進(jìn)行衡量，如果該比值上升，代表經(jīng)濟(jì)朝向“服務(wù)化”的方向發(fā)展。

二、人口老齡化影響經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的理論機(jī)制探討

探討人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響歸根到底是考察人口年齡結(jié)構(gòu)的老化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。人口老齡化主要通過勞動力供給、消費(fèi)需求等途徑影響著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動。

(一)勞動力供給數(shù)量和勞動生產(chǎn)率

人口老齡化不但意味著老年人口數(shù)量增加和占比提高、勞動年齡人口占比下降，還意味著勞動年齡人口的內(nèi)部結(jié)構(gòu)趨于老化、年輕型勞動年齡人口所占比重下降。蔡昉等的研究認(rèn)為，傳統(tǒng)制造業(yè)以粗放型、勞動密集型的加工貿(mào)易為主，對年輕型勞動力的需求量大，當(dāng)勞動年齡人口尤其是15-44歲的年輕型勞動年齡人口供給充足、總撫養(yǎng)比較低時(shí)，這種人口年齡結(jié)構(gòu)對以勞動密集型為主的產(chǎn)業(yè)發(fā)展是有利的，但隨著人口年齡結(jié)構(gòu)的老化，這種積極影響并不會一直持續(xù)下去〔6-7〕。

(二)消費(fèi)水平和消費(fèi)結(jié)構(gòu)

一方面，老年人口的消費(fèi)需求普遍低于年輕人口，雖然消費(fèi)水平會隨著人均收入水平的提高而提高，但人口老齡化程度的加深會導(dǎo)致消費(fèi)水平提高的速度下降，人口老齡化會對消費(fèi)水平和消費(fèi)比率的提升產(chǎn)生不利影響〔8-11〕。于瀟的研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化在不同的發(fā)展階段會對總消費(fèi)需求產(chǎn)生不同的影響，人口老齡化的初始階段對消費(fèi)需求的影響表現(xiàn)為正效應(yīng)，中期階段為負(fù)效應(yīng)，晚期階段表現(xiàn)為零效應(yīng)〔12〕。另一方面，不同年齡群體的消費(fèi)結(jié)構(gòu)存在明顯差異，消費(fèi)年齡是消費(fèi)結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵因素〔13〕。人口年齡結(jié)構(gòu)的老化使得老年消費(fèi)者成為重要的消費(fèi)群體，相較于年輕人口，老年人口對服務(wù)的需求高于對商品的需求〔14〕。隨著人口老齡化程度的加深，生活資料消費(fèi)支出占比下降，醫(yī)療保健、精神文化等消費(fèi)支出占比提高〔15-16〕,這將導(dǎo)致消費(fèi)需求結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，推動著產(chǎn)業(yè)構(gòu)成發(fā)生變化，從而對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成影響。受人口老齡化正面影響最大的應(yīng)屬老齡產(chǎn)業(yè)，老齡產(chǎn)業(yè)涉及第一、二、三產(chǎn)業(yè)，尤以第三產(chǎn)業(yè)為主，因此，人口老齡化水平的提高有利于促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展〔17-18〕。

(三)儲蓄和投資

由于經(jīng)歷了不同的經(jīng)濟(jì)、社會、政治環(huán)境，不同年齡人口具有不同的儲蓄特征。Johnsen等的研究發(fā)現(xiàn)，人口老齡化對儲蓄水平和儲蓄率存在顯著的負(fù)面影響〔19-21〕，人口老齡化影響儲蓄率的回歸系數(shù)多處于-4.27至-0.13之間〔22-23〕。人口老齡化通過降低生命周期儲蓄率致使居民儲蓄率下降，通過提高勞動力成本致使企業(yè)儲蓄率下降，通過增加政府社會保障等支出致使政府儲蓄率下降，但這種人口年齡結(jié)構(gòu)變化對儲蓄的負(fù)面影響是一個(gè)較為緩慢的、逐漸累積的過程〔24〕。國民儲蓄為投資提供資金支持，因此，人口老齡化對投資的負(fù)面影響或也更多體現(xiàn)在中長期。

(四)科技進(jìn)步與創(chuàng)新

人口老齡化對科技進(jìn)步與創(chuàng)新的積極和消極影響并存。人力資本積累是科技進(jìn)步與創(chuàng)新的基礎(chǔ)，雖然個(gè)體間存在著差異，但人力資本存量通常會隨著年齡變化而發(fā)生改變。向志強(qiáng)的研究發(fā)現(xiàn)，人力資本積累和年齡之間普遍存在著倒”U”型的關(guān)系，即隨著年齡的增加，人力資本存量先增加，待達(dá)到頂峰后，再逐漸下降〔25〕。并且面對人口老齡化程度的加深，政府可能會增加養(yǎng)老、醫(yī)療等方面的財(cái)政支出，縮小科技、教育方面的投入比例。因此，人口老齡化對技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新存在著負(fù)面影響，但也有可能推動科技進(jìn)步與創(chuàng)新。原因一是與年輕人口相比，雖然老年人口的體力和腦力普遍有所下降，創(chuàng)新動機(jī)不足，但他們的工作經(jīng)驗(yàn)更加豐富；二是隨著人口老齡化程度的加深，勞動力供給數(shù)量尤其是勞動密集型產(chǎn)業(yè)的勞動力供給數(shù)量減少甚至出現(xiàn)短缺，促使對人力資本投資的增加以及對科技的推廣與應(yīng)用。因此，人口老齡化對科技創(chuàng)新的影響具有明顯的產(chǎn)業(yè)特征，人口老齡化對知識密集型產(chǎn)業(yè)會產(chǎn)生較大的影響，對經(jīng)驗(yàn)密集型產(chǎn)業(yè)的影響作用較小。Schneider的研究發(fā)現(xiàn)，人口年齡結(jié)構(gòu)主要影響的是根本性科技創(chuàng)新，例如發(fā)明新產(chǎn)品，而非漸進(jìn)性科技創(chuàng)新，如改善原有產(chǎn)品〔26〕。當(dāng)一國的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)占比不高、根本性創(chuàng)新不足時(shí)，人口老齡化對科技進(jìn)步與創(chuàng)新的影響比較有限。但若要保持經(jīng)濟(jì)長期健康、可持續(xù)的發(fā)展，由低端產(chǎn)業(yè)鏈向全球產(chǎn)業(yè)鏈的中高端邁進(jìn)，則需要進(jìn)行技術(shù)革新，提升高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)所占比重，增強(qiáng)根本性創(chuàng)新的能力。從長期來看，人口老齡化對科技進(jìn)步與創(chuàng)新的負(fù)面影響將會逐漸顯現(xiàn)。

綜上可知，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響途徑主要表現(xiàn)為人口年齡結(jié)構(gòu)的老化往往不是直接引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，而是通過影響多個(gè)中間變量引起各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)發(fā)生不同方向和程度的變化，從而導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生改變。具體來看，這些中間變量主要包括勞動力供給、消費(fèi)需求、投資需求、科技創(chuàng)新等。人口老齡化在中短期內(nèi)更多影響的是勞動力供給和消費(fèi)需求，這種影響有正有負(fù)；普遍認(rèn)為人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的積極影響更多體現(xiàn)在對服務(wù)業(yè)的正向推動作用(根據(jù)《國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》(GB/T 4754-2011)規(guī)定，我國的第三產(chǎn)業(yè)即服務(wù)業(yè))，對農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、采礦業(yè)、建筑業(yè)等第一、二產(chǎn)業(yè)存在負(fù)向抑制作用。另外，陳衛(wèi)民等的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人口老齡化程度達(dá)到非常高的水平時(shí)，人口老齡化對服務(wù)業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)乃至經(jīng)濟(jì)增長才會產(chǎn)生負(fù)面影響〔27〕，由于人口老齡化對投資需求、科技創(chuàng)新的負(fù)面影響也更多是一個(gè)逐漸積累的長期過程，因此，人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響不應(yīng)是簡單的非正即負(fù)的線性影響。

綜上所述，本文提出兩點(diǎn)假設(shè)：

假設(shè)1：人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化存在正向影響效應(yīng)；

假設(shè)2：人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向效應(yīng)會隨著老齡化水平的提高而發(fā)生變化。

三、日本先行經(jīng)驗(yàn)的借鑒

日本是當(dāng)今世界人口老齡化程度最高的國家。1970年，日本65歲及以上老年人口占比接近7%，1995年，該占比超過14%，而2019年占比則約為27%。老年人口占比不斷升高的同時(shí)，日本就業(yè)人口內(nèi)部結(jié)構(gòu)也在不斷老化。1970年，日本15～44歲年輕型就業(yè)人口占比約為70%，隨后持續(xù)下降。2019年，這一比例降至46%，相反45歲及以上的年長型就業(yè)人口占比則不斷上升(詳見表1)。

表1 不同時(shí)期日本就業(yè)人口的年齡結(jié)構(gòu)〔28〕 (%)

日本與我國分別于1970年和2000年左右開始進(jìn)入人口老齡化社會，將這兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)的人口老齡化數(shù)據(jù)放在同一個(gè)起點(diǎn)比較后發(fā)現(xiàn)，我國2000—2049年人口老齡化程度與日本1970—2019年人口老齡化程度的變化趨勢十分相似(見圖2)。與日本相比，我國的人口老齡化處于初期階段，對經(jīng)濟(jì)社會的影響作用有限甚至尚未顯現(xiàn)。由于日本與我國同是世界主要經(jīng)濟(jì)體，又同屬東亞文化圈，有著相似的儒家文化背景，因此，通過對日本的先行經(jīng)驗(yàn)分析和中日兩國的比較分析，有助于更好地理解人口老齡化對我國未來社會經(jīng)濟(jì)等方面的影響。

圖2 日本和中國人口老齡化程度的跨年比較

1991年日本三次產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成比例為2.4∶41.2∶56.4，TS值(利用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值大小來衡量經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的傾向程度)約為1.4；2018年我國三次產(chǎn)業(yè)增加值構(gòu)成比例為7.1∶40.7∶52.2，TS值約為1.3；65歲及以上老年人口占比分別為12.5%和11.2%(詳見表2)。由于2018年我國的人口與產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)與1991年日本的人口與產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)比較接近，因此選擇1991—2018年作為樣本觀察期，通過分析樣本期內(nèi)我國的實(shí)際情況明確人口老齡化對當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響效應(yīng)，而通過分析日本樣本期內(nèi)的實(shí)際情況預(yù)判人口老齡化對未來我國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化可能造成的影響。

表2 日本(1991年)與中國(2018年)的人口與產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的比較 (%)

四、實(shí)證研究過程

為了考察人口老齡化對中日兩國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的整體影響，選取兩國第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比值(分別用符號CTS和JTS表示)作為經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的衡量指標(biāo)，選取老年人口系數(shù)即65歲及以上老年人口所占總?cè)丝诘谋戎?分別用符號CAGEING和JAGEING表示)作為人口老齡化程度的衡量指標(biāo)(表3)。本文采用的是1991—2018年間中日兩國人口和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局1992—2019年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫、世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫等。

表3 所選數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性描述

(一)相關(guān)性檢驗(yàn)

表4匯總的是中日兩國人口老齡化衡量指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)服務(wù)化衡量指標(biāo)的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，從表4中可以看出，兩國的AGEING值與TS值之間均呈現(xiàn)出較強(qiáng)的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)分別為0.9258、0.9013,這表明中日兩國的人口老齡化對本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響可能具有正向影響。

表4 人口老齡化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的相關(guān)性檢驗(yàn)

(二)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在宏觀經(jīng)濟(jì)分析中，大多數(shù)的時(shí)間序列是非平穩(wěn)的。若將非平穩(wěn)的時(shí)間序列直接當(dāng)成平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行分析，很有可能會出現(xiàn)偽回歸等問題。因此，在建立模型之前，首先對涉及變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，以此來判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如下(見表5)。

表5 涉及變量的ADF單位根檢驗(yàn)

根據(jù)表5中ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出在1%、5%和10%的顯著性水平下，CTS單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.7379、-2.9919和-2.6355，其t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-0.1763，大于相應(yīng)臨界值；CAGEING單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-4.3963、-3.6122和-3.2431，其t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值1.3271，大于相應(yīng)臨界值，表明1991—2018年的CTS序列和CAGEING序列存在單位根，兩序列均是非平穩(wěn)序列。

同樣的，在1%、5%和10%的顯著性水平下，JTS單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.8868、-3.0522和-2.6666，其t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-1.7905，大于相應(yīng)臨界值；JAGEING單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-4.5716、-3.6908和-3.2869，其t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-1.1622，大于相應(yīng)臨界值，表明1991—2018年的JTS序列和JAGEING序列存在單位根，兩序列也均是非平穩(wěn)序列。

在對CTS、CAGEING序列進(jìn)行一階差分后，CTS和CAGEING序列結(jié)果表現(xiàn)平穩(wěn)，JTS、JAGEING序列則是經(jīng)過二階差分后表現(xiàn)平穩(wěn)。因此，CTS、CAGEING是一階單整，JTS、JAGEING是二階單整I(2)，同階單整由于存在協(xié)整的可能，需要對其做協(xié)整檢驗(yàn)。

(三)兩變量的協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型

協(xié)整是指多個(gè)非平穩(wěn)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。由于CTS、CAGEING序列為一階單整，JTS、JAGEING序列為二階單整，因此可以采用基于回歸殘差的兩變量協(xié)整檢驗(yàn)，即EG(Engle-Granger)兩步法，分別檢驗(yàn)中日兩國TS與AGEING變量之間的協(xié)整關(guān)系。

對生成的殘差序列(用符號CRESID和JRESID表示)分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表6。從表6中可以看出，在1%、5%和10%的顯著性水平下，CRESID單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-3.7379、-2.9919和-2.6355，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-3.2956，小于5%的顯著性水平下CRESID單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值，表明CRESID序列平穩(wěn)、殘差平穩(wěn)并且CTS和CAGEING均為一階單整，說明CTS與CAGEING變量之間存在一階協(xié)整關(guān)系。

表6 殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)

同樣的，在1%、5%和10%的顯著性水平下，JRESID單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值分別為-2.7081、-1.9628和-1.6061，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值為-2.2629，小于5%的顯著性水平下JRESID單位根檢驗(yàn)的Mackinnon臨界值，表明JRESID序列平穩(wěn)、殘差平穩(wěn)并且JTS和JAGEING均為二階單整，說明JTS與JAGEING變量之間存在二階協(xié)整關(guān)系。

由于CTS與CAGEING、JTS與JAGEING之間均存在協(xié)整關(guān)系，因此可以對其分別構(gòu)建誤差修正模型。誤差修正模型是把長期穩(wěn)定關(guān)系和短期動態(tài)變化結(jié)合在一個(gè)模型中，其基本思路是，如果兩個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，那么說明它們存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系，而這種長期關(guān)系是在短期不斷波動調(diào)整中實(shí)現(xiàn)的。經(jīng)過比較，最終確定中日兩國TS和AGEING的長期均衡方程和誤差修正模型分別為：

(1)中國。

長期均衡方程：CTS=-0.2541+0.1450×CAGEING+μt1

(1)

(0.0980)(0.01234)

[-2.6142] [11.7426](2)符號()、[]中的數(shù)值分別為標(biāo)準(zhǔn)誤、t值。

誤差修正方程：ΔCTS=-0.0200+0.2019×ΔCAGEING-0.6683×CECMt-1

(2)

(0.0247)(0.0835)(0.2450)

[-0.8101][2.4193][-2.7283]

(2)日本。

長期均衡方程：JTS=0.4888+0.0820×JAGEING+μt2

(3)

(0.1998)(0.0096)

[2.4458][8.5781]

誤差修正方程：ΔJTS=-0.0045+0.0911×ΔJAGEING-0.3879×JECMt-1

(4)

(0.0322)(0.0565)(0.3143)

[-0.1402][1.6103][-1.2340]

式(1)和式(2)表示的是我國人口老齡化與本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的長期均衡方程和誤差修正方程。兩式中人口老齡化的回歸系數(shù)分別為0.1450、0.2019，人口老齡化系數(shù)為正，說明人口老齡化對我國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化存在正向促進(jìn)作用，假設(shè)1成立。式(2)中的差分項(xiàng)反映出短期波動的影響，誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小為-0.6683，表示當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí)，將以-0.6683的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

類似的，式(3)和式(4)表示的是日本人口老齡化與本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的長期均衡方程和誤差修正方程。兩公式中人口老齡化的回歸系數(shù)分別為0.0820、0.0911，人口老齡化系數(shù)為正，表明人口老齡化對日本經(jīng)濟(jì)服務(wù)化同樣具有正面積極的影響，假設(shè)1成立。人口老齡化系數(shù)的絕對值小于我國人口老齡化回歸系數(shù)的絕對值，說明樣本期內(nèi)人口老齡化對我國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向拉動作用更大。式(4)中的差分項(xiàng)也反映了短期波動的影響，誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小為-0.3879，表示當(dāng)短期波動偏離長期均衡時(shí)，將以-0.3879的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

(四)脈沖響應(yīng)

在誤差修正模型的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析中日兩國人口老齡化程度的加深對本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了一個(gè)內(nèi)生變量對誤差沖擊的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上實(shí)施一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊之后，對內(nèi)生變量當(dāng)期和未來造成的影響。在脈沖響應(yīng)圖中，橫軸表示的是沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸表示的是對沖擊的反應(yīng)程度，藍(lán)色實(shí)線表示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表經(jīng)濟(jì)服務(wù)化TS對人口老齡化AGEING沖擊的反應(yīng)，紅色虛線表示的是正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖3和圖4分別顯示的是中日兩國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化對人口老齡化沖擊的反應(yīng)。圖3顯示出中國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化對人口老齡化沖擊的反應(yīng)。從圖中可以看出，當(dāng)在本期給CAGEING一個(gè)正沖擊后，對CTS第1期的影響作用并不大，從第2期開始，CTS響應(yīng)函數(shù)值出現(xiàn)正響應(yīng)，并且在后期持續(xù)上升，進(jìn)入較為穩(wěn)定的增長狀態(tài)。這表明在樣本期內(nèi)，我國的人口老齡化持續(xù)正向推動著本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化，并且這種正推動力不斷在增強(qiáng)。圖4顯示出日本經(jīng)濟(jì)服務(wù)化對人口老齡化沖擊的反應(yīng)。在樣本期內(nèi)，日本的人口老齡化同樣表現(xiàn)出對本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向促進(jìn)作用，但與我國情況不同的是，這種正推動力隨著老齡化程度的加深由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱，最后趨向于0，假設(shè)2成立。

圖3 中國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化對人口老齡化沖擊的反應(yīng) 圖4 日本經(jīng)濟(jì)服務(wù)化對人口老齡化沖擊的反應(yīng)

五、研究結(jié)論及思考

本文采用1991—2018年間中日兩國人口和產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，通過中日兩國經(jīng)驗(yàn)的比較研究來考察人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的影響。研究結(jié)果顯示出人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化具有正向促進(jìn)作用，但這種正向作用力在中日兩國的表現(xiàn)形式是不同的。在樣本期內(nèi)，我國人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化具有持續(xù)正向的推動作用，并且隨著老齡化程度的加深，這種正向推動作用是不斷增強(qiáng)的；相較之下，雖然樣本期內(nèi)日本的人口老齡化對其本國經(jīng)濟(jì)服務(wù)化同樣存在正向推動作用，但這種正向推動力的強(qiáng)度隨著老齡化水平的提高“由強(qiáng)變?nèi)酢保罱K變得不明顯。研究結(jié)果證實(shí)了假設(shè)1和假設(shè)2，即人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化存在正向影響效應(yīng)：當(dāng)人口老齡化達(dá)到一定程度時(shí)，老齡化開始對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化產(chǎn)生正向推動力，此時(shí)這種正效應(yīng)隨著老齡化程度的提高而不斷增強(qiáng)；但是當(dāng)人口老齡化程度進(jìn)一步加深時(shí)，這種正作用力逐漸由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱，最終變得不顯著。

雖然當(dāng)前我國正處在人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向影響效應(yīng)不斷增強(qiáng)的階段，但日本的先行經(jīng)驗(yàn)說明了這種正向效應(yīng)并不具有持續(xù)性。在這種正向作用力減弱之前如何用好這個(gè)時(shí)間差，利用人口老齡化的積極影響推動經(jīng)濟(jì)服務(wù)化，政策建議至少包括以下幾點(diǎn)：

首先，把握機(jī)遇，利用好人口老齡化帶來的正面影響。研究發(fā)現(xiàn)人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化存在正向效應(yīng)，這種正作用力首先會隨著人口老齡化水平的上升而上升。當(dāng)前我國服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)占比仍偏低、內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理，恰逢我國正處于老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向推動力不斷增強(qiáng)的階段，因此要抓住機(jī)遇，充分發(fā)揮人口老齡化的產(chǎn)業(yè)帶動作用，推動服務(wù)業(yè)的加速發(fā)展。

其次，認(rèn)識規(guī)律，削弱人口老齡化造成的負(fù)面影響。研究同時(shí)發(fā)現(xiàn)人口老齡化對經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的正向效應(yīng)經(jīng)歷了一個(gè)“由強(qiáng)轉(zhuǎn)弱”的過程，老齡化對科技創(chuàng)新等的負(fù)面影響在中長期會逐漸顯現(xiàn)。因此現(xiàn)階段要盡快完善各項(xiàng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加大教育、科技的投入，加快人力資本積累，提高勞動生產(chǎn)率，提升產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化、機(jī)械化、現(xiàn)代化水平。注重老年人口的教育和培訓(xùn)，合理開發(fā)和有效利用老年人力資本，使得老年人口自身優(yōu)勢和價(jià)值得到充分發(fā)揮。利用科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新盡可能地減輕人口老齡化帶來的負(fù)面效應(yīng)。

第三，集中力量發(fā)展經(jīng)濟(jì)，堅(jiān)持在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中解決人口和經(jīng)濟(jì)問題。伴隨人口老齡化而來的是醫(yī)養(yǎng)、保健等產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和老齡房地產(chǎn)、金融保險(xiǎn)等產(chǎn)業(yè)的興起。消費(fèi)能力很大程度上受限于收入水平，如果老年群體消費(fèi)能力普遍較弱，即便有強(qiáng)烈的消費(fèi)意愿，也無法利用好機(jī)遇推動我國服務(wù)業(yè)的發(fā)展和轉(zhuǎn)型。因此，應(yīng)該繼續(xù)以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提高國家經(jīng)濟(jì)水平、社會保障能力以及居民的收入水平。

第四，以國情為導(dǎo)向，有選擇性地借鑒國外經(jīng)驗(yàn)。發(fā)達(dá)國家(或地區(qū))的人口老齡化已經(jīng)歷了半個(gè)多世紀(jì)的時(shí)間，而我國進(jìn)入人口老齡化社會約20年，先行經(jīng)驗(yàn)對于我國是具有借鑒意義的，這有利于充分了解由老齡化催生出的新興產(chǎn)業(yè)，對人口老齡化的產(chǎn)業(yè)影響效應(yīng)做出準(zhǔn)確預(yù)判，從而及時(shí)有效地調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。但是這種借鑒應(yīng)有選擇性，需要結(jié)合我國的具體國情。2019年我國65歲及以上老年人口占比超過12%，經(jīng)計(jì)算，世界各國(或地區(qū))65歲及以上老年人口占比超過12%時(shí)的人均GDP均值為18434美元，中位數(shù)為15675美元，即世界大多數(shù)國家(或地區(qū))老年人口占比超過12%時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度高于我國。并且發(fā)展中大國人口與經(jīng)濟(jì)的多元特征致使我國人口老齡化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在明顯的區(qū)域和城鄉(xiāng)差異。因此，借鑒別國經(jīng)驗(yàn)需要從具體國情出發(fā)、有選擇性的借鑒。