摘要：在探讨人口老龄化、民生支出、经济增长三者理论关系的基础上，利用我国2002～2016年各省年度数据对人口老龄化影响经济增长的效果和传导路径进行实证检验。研究结果显示：从全国样本来看，人口老龄化对经济增长产生显著正向影响，且存在以民生支出为中介变量的显著中介效应。我国东、中、西部地区人口老龄化显著促进经济增长，同时也存在以民生支出为中介变量的显著中介效应，但东部地区人口老龄化对经济增长的促进效用明显低于中西部地区。因此，在人口老龄化的推动下，政府应适当调整民生支出规模，提高其利用效率，从而缓解我国未富先老的现状，同时促进经济持续增长。
关键词：人口老龄化；经济增长；民生支出；中介效应
一、引言
21世纪初，我国首次进入老龄化社会。①近二十年来，65岁以上人口逐年增加。2017年，我国65岁及以上的老年人口规模达到1.58亿人，占总人口的比重为11.37%。随着人口老龄化程度加深，人口红利逐渐消失。人口红利消失意味着创造价值的劳动力减少，影响人力资本投资[1]，导致劳动生产率下降而对经济增长产生抑制作用。同时老年人口比重增加会加剧社会养老负担，减少储蓄和物质资本积累[2]，并造成养老、医疗等公共支出规模过大而挤占其他财政支出，从而延缓经济增长。对发达国家来说，人口老龄化对经济增长的消极影响可以通过扩大财政支出规模、增加民生支出②等方式，将更多的公共资金投入到健康、社会保障、教育投资等领域，从而改善因人口老龄化引起的劳动力人口减少导致经济衰退的问题。我国也采取了类似措施，例如2016年社会保障和就业支出21 591.50亿元，同比增长10.07%；医疗卫生支出13 158.80亿元，同比增长10%；教育支出28 072.80亿元，同比增长6.85%。③那么，我国由于人口老龄化而引发的类似措施是否能有效缓解人口老龄化对经济增长的抑制作用呢？其影响路径是怎样的？对上述问题的回答能为政府制定合理的政策缓解人口老龄化、促进经济增长提供经验依据。
目前，学术界关于人口老龄化对经济增长的影响研究仍未得出一致结论，总结起来大体可以分为三类：一是人口老龄化会促进经济增长[3]～[7]，这是因为提高居民的退休年龄对劳动产出、真实GDP、资本积累、居民消费和出口等都有正向影响，能够在一定程度上促进中国经济的增长；二是人口老龄化会抑制经济增长[8]～[10]，老龄化程度的加深会降低社会的就业水平，从而对经济增长产生负向阻滞作用；三是人口老龄化与经济增长呈非线性关系[11][12]，即在人口老龄化初期，人口老龄化程度的加深会促进经济增长，而当人口老龄化水平超过某一临界值时，人口老龄化将会抑制经济增长。从以上文献可以发现，人口老龄化能通过人力资本对经济增长产生作用。究其根本，人口老龄化问题的本质是人力资本问题[13]，而人力资本又是经济增长最重要的源泉之一。[14]近年来，有的学者发现提升人力资本的有效途径之一是加大民生支出投资，民生支出规模的加大不仅有利于提高人力资本存量、促进经济增长，还可以有效缓解人口老龄化导致的劳动力减少对经济增长的抑制作用。[15][16]但是民生支出的增加会导致一国的财政面对的压力增加，也有可能在一定程度上抑制民生支出对经济增长的促进作用。[17][18]
综上可知，已有研究对人口老龄化、民生支出和经济增长的关系已进行了探讨，但仍存在以下问题：第一，绝大部分研究割裂了人口老龄化、民生支出与经济增长之间的联系，仅仅研究两两之间的关系；第二，未能分析人口老龄化是如何通过民生支出这一渠道效应来影响经济增长的；第三，由于不同区域经济水平的发展程度不同，三者之间的关系也会不同。因此，本文试图从以下两个方面对上述文献进行拓展和补充：一是同时考察人口老龄化、民生支出及与经济增长之间的关系，探索人口老龄化是否通过民生支出这一途径影响经济增长；二是分区域探讨三者之间的关系是否不同以及人口老龄化对经济增长的影响渠道。
二、理论分析与研究假设
决定经济增长的主要因素是技术进步、资本积累和劳动投入[19]，但是, 不论技术进步，还是劳动投入都受到人口年龄结构的直接影响。[20]
(一)人口老龄化与经济增长
1.人口老龄化与消费
随着人口老龄化程度加深，家庭会加大医疗、健康等方面的投入，同时家庭设备及服务类消费也随之增加，从而减少家庭的储蓄率。较高的老年人口负担系数和总负担系数不利于储蓄率的提高，换言之，有利于消费增长。从支出角度看，GDP是最终需求——投资、消费、净出口这三种需求之和，人口老龄化有利于消费，即人口老龄化会促进经济增长。
根据本次固镇GZ01-C孔、五河WH01-B孔钻探取芯岩性剖面，结合区域地层工程地质特征，划分出其岩性土及砂性土压缩层，两孔压缩层特征与北部区域及沿淮两地区是一致的，其中沿淮地带五河WH01-B孔缺失A4-A6压缩层。
2.人口老龄化与人力资本积累
而通过Moran's I系数以及Geary'C比率对广东省城市旅游效率进行的检验分析可以发现，在全局的角度中，城市旅游效率基于微弱的负空间自相关转变为较为显著的正空间自相关性；基于分析，绝大部分的地区旅游效率在相似的地理分布上存在了空间聚集的现象。而在分析过程中，广东省多数的城市均是在初期的随机分布，逐渐形成了高值被高值围绕的(HH)以及低值被低值包围的(LL)的综合性格局。
个体人力资本存量的增加主要来自两个方面：首先，接受正规教育，获得基础知识以及综合素质的提高，为形成其他类型人力资本奠定基础。其次，通过“干中学”以及在职培训等途径获取直接用于生产产品与服务的专业知识和技能。一方面，随着年龄的增加，个体所获得的知识积累也会随之增加，个体综合素质得以加强；另一方面，随着人口老龄化程度的加深，我国人均寿命也随之提高，平均寿命的提高可以延迟个体退休年龄，从而会加强通过“干中学”以及在职培训等途径所获得专业知识和技能。因此，人口老龄化有助于提高人力资本存量，进而促进经济增长。同时，老年人参与工作可以缓解人口老龄化对经济增长带来的负面效应。据此，本文提出假设1。
假设1：人口老龄化有利于经济增长。
(二)民生支出与经济增长
民生支出由医疗卫生支出、教育支出、社会保障和就业支出构成。近年来，由于人口红利的消失，政府将会调整人力资本支出、就业与社会保障政策支出等。民生支出对经济增长的影响机理较为复杂。从居民家庭角度出发，一般而言，政府的民生支出不会直接作用于经济，而是直接作用于居民家庭。民生支出存在明显的家庭代际传递特征：一方面，民生支出影响父母对未来的储蓄行为，当他们受到更多的社会保障、医疗保障补贴的时候，会给予自身更多的经济供养，由此带来的后果是会促进父母加大年轻时候的消费，减少对未来子女将来的储蓄，即增大消费进而促进经济增长。另一方面，在人口老龄化日趋严重的情况下，民生支出对于改善医疗卫生水平、教育水平以及就业水平，提升人力资本水平，进而促进经济增长具有重要作用。增加医疗卫生支出有助于改善医疗卫生水平，直接地减少了体弱、伤残和疾病，延长了个体的预期寿命，并增加了人力资本存量[21]，进而对促进经济增长产生积极影响；教育支出的增加促进了人力资本的投入，降低了人力资本的折旧率及有效劳动力的人均教育成本，提高了劳动生产率，从而促进了经济增长[22]；同时，社会保障和就业支出有利于改善劳动力不足的状况、增加劳动数量、提升人力资本，进而促进经济增长。[23]再者，社会福利支出对经济增长具有溢出效应。相对于经济中的其他部门，某个生产部门拥有较高的福利获利，人力资本水平具有优势的情况下，社会福利支出的增加不仅会推动高人力资本部门的经济增长，还会通过对其他部门的溢出作用来提高整个经济的生产率，促进经济增长，即增加社会福利支出能促进经济增长。据此，本文提出假设2。
假设2：民生支出能促进经济增长。
(4) 各类贷款。一是国内银行贷款，包括政策性银行贷款和商业银行贷款，铁路基础设施建设主要从政策性的国家开发银行贷款；二是国外贷款，主要包括外国政府贷款、国际金融组织贷款和国际商业贷款，此类贷款有利于弥补我国铁路建设的资金缺口和引进先进技术设备的要求。
随着人口老龄化程度的加深，我国居民人均寿命增加④、劳动力人口减少等问题也随之出现。同时，人口老龄化可以产生很强的人力资本投资激励，即促进政府对下一代进行更多教育与培训。[24]平均寿命的增加也会导致医疗需求的增加。据《2017年我国卫生健康事业发展统计公报》可知，2017年全国门诊总量比上年增加2.5亿人次(增长3.2%)，居民平均就诊由2016年的5.8次增加到2017年的5.9次。全国住院总量比上年增加1 708万人(增长7.5%)，年住院率由2016年的16.5%增加到2017年的17.6%。劳动力的减少会引发就业相关问题，导致政府将更多的公共资金投入到养老保障领域以及就业保障领域。综上可知，人口老龄化程度的加深会导致民生需求的加大，促使政府扩大民生支出规模。据此，本文提出假设3。
假设3：人口老龄化促进民生支出增长。
从上述理论机制分析中可以得到，人口老龄化会促进民生支出增加，而民生支出会促进经济增长。人口老龄化通过民生支出影响经济增长的理论框架如图1所示。
图1 民生支出中介效应路径图
据此，本文提出假设4。
2011年1月10日，明星农村资金互助社在重庆市工商行政管理局江津区分局正式挂牌成立，其注册资本约为300万元，由当地30名自然人和重庆市江津区恒和柑桔专业合作社共同建立［2］，专门为其入股的农户和农民专业合作社以及农村小企业服务。该互助社主要办理社员的存、贷款以及银监会批准的业务。互助社建立至今，运作稳定，有效促进了农村金融发展，取得了显著成效。
假设4：人口老龄化会通过促进民生支出的增加从而促进经济增长。
三、研究设计
(一)数据来源
本文选取2002～2016年作为样本区间，涵盖30个省、市、自治区(除西藏外)，共450个观测值。本文所有数据来自于国家统计局、中国经济网、中国统计年鉴，对所有涉及的价值变量以2002年为基期，利用各省各年度的CPI指数、GDP平减指数对这些数据进行平减，消除价格波动的影响。
(二)方程设定和变量定义
为了实证考察人口老龄化对经济增长的传导机制，本文构建以下两个实证模型。
其一，为了考察人口老龄化程度变化是否以及如何对经济增长产生影响，本文在控制一系列其他影响经济增长变量基础上，检验人口老龄化与经济增长之间的关系，构建面板模型(1)。
Git=γ0+γ1×Oit+γ2xit+uit
(1)
其二，为了进一步研究人口老龄化是否通过民生支出这一重要影响因素对经济增长产生影响，本文运用中介效应检验方法来考察。中介效应的检验方法很多，单一的检验方法的适用性比较低，因此，本文参考温忠麟[25]的做法，构造了一个综合的中介效应检验程序，模式如式(2-1)、(2-2)、(2-3)所示，检验程序如图2所示。
Git=C1+α×Oit+γ3xit+uit
(2-1)
Sit=C2+β×Oit+γ4xit+εit
(2-2)
第二天上午赶到茶场的时候，镇长村长目瞪口呆。只见原来那栋破屋的地基上，已经耸起一人高的砖墙，周围堆满了水泥、红砖、木料、预制板、还有几辆汽车、翻斗车，十几个工人正在那里敲敲打打砌砖。
(2-3)
其中，中介效应由β×φ=α-α1来衡量，Sobel检验统计量为和φ1分别是β和φ的估计量，和Sφ分别是β1和φ1的标准误差)，而且，由于Sobel检验统计量与标准正态分布不同，其在5%显著性水平上的临界值为0.97左右。
图2 中介效应检验程序图
解释变量：人口老龄化。人口老龄化指65岁以上人口总数占总人口的比重。
E两优78是利用E农1S和恢复系R78配组育成的两系中籼新组合，在长江中下游中籼迟熟组区域试验和生产示范中，该组合表现出产量高、米质较优、综合抗性较好、熟期适宜等特点。E两优78于2018年8月通过国家农作物品种审定委员会审定，审定编号为国审稻20180101，适宜在湖北省（武陵山区除外）、湖南省（武陵山区除外）、江西省、安徽省、江苏省的长江流域稻区以及浙江省中稻区、福建省北部稻区、河南省南部稻区的稻瘟病轻发区作一季中稻种植。
被解释变量：实际人均GDP取对数来衡量作为被解释变量的经济增长。[26]
在式(1)和式(2-1)、式(2-2)、式(2-3)中，i和t分别表示省份和年份，Git表示经济增长，Oit为人口老龄化程度，Sit为民生支出，xit为控制变量，uit、εit、δit代表随机扰动项。具体定义如下。
3.控制吃饭速度，养成细嚼慢咽的习惯。吃饭太快，食物容易摄入过剩，不良结果是一方面给肠胃造成负担，另一方面会导致体型肥胖。严重的话，还可能会对健康造成损害，影响正常生活。
中介变量：民生支出。民生支出指医疗卫生支出、教育支出、社会保障和就业支出之和。
基础变量：本文沿用胡鞍钢等[27]使用平均受教育年限、物质资本存量两个变量来衡量人力资本存量、资本投入对经济增长的影响。其中，物质资本存量参照张军等[28]的计算。⑤同时，还选取了以下被证实对经济增长存在重要影响的变量作为控制变量，包括：人口增长率(反映人口结构)、工业总产值占GDP的比重(反映产业结构)、进出口总额与GDP的比值(衡量对外开放程度)、外商直接投资(衡量外商投资强度)、固定资产投资总额与GDP的比值(衡量投资强度)。各变量定义及描述性统计分别见表1和表2。
表1 变量定义与说明
变量名称变量含义变量定义G经济增长实际人均GDP的对数O人口老龄化65岁以上人口数与总人口数比值S民生支出教育支出、医疗卫生支出和社会保障支出和就业支出之和取对数EDU地区教育水平根据各省小学、初中、高中及高等院校在校人数,分别赋予6年、9年、12年、16年的教育年限,计算出平均教育年限,然后对其取对数CI资本投入物质资本存量的对数POP人口增长率人口自然增长率IND产业结构第二产业增加值与GDP比值IER对外开放程度进出口总额与GDP比值INV投资强度固定资产投资总额与GDP的比值FDI外商投资强度外商直接投资实际利用额与GDP比值
表2 主要变量描述性统计
变量均值中位数最小值最大值标准差观测值G4.2834.2683.4995.3590.337450O0.0920.0890.0480.1640.019450S6.7096.7685.4107.6610.481450EDU0.9660.9550.8711.1640.054450CI4.9254.9184.1455.6220.328450POP0.4690.4840.1930.6150.078450IND0.3210.1320.0321.7210.394450IER0.6220.6030.2401.3710.231450INV0.0290.0220.0000.3420.029450FDI4.2834.2683.4995.3590.337450
四、实证结果分析
2. 形容词修饰由some-，any-，no-，every-构成的复合不定代词和复合否定代词时，须放在它们后面。比如：something interesting，nothing much，anything else等。
(一)人口老龄化对经济增长的影响
为了考察人口老龄化对经济增长的影响，本文对模型(1)进行回归。在进行参数估计之前，需对模型进行效应检验，以确定估计最佳的模型。其中常用判断模型效应的方法有用于区分混合效应和随机效应的F检验与用于区分固定效应和随机效应的Hausman检验，模型检验结果见表3(下同)。表3中列(1)和列(2)为全国样本的回归结果。结果显示，人口老龄化显著促进经济增长，符合假设1。
本文中的计量分析过程全部使用Stata11.0软件。本文的实证顺序是:首先在控制其他影响经济增长变量的基础上，考察人口老龄化对经济增长的影响；其次，利用中介效应检验方法，检验人口老龄化是否通过影响民生支出进而对经济增长产生影响；再次，分区域讨论人口老龄化是否以及怎样对经济增长产生影响；最后，通过改变人口老龄化衡量变量的方式进行稳健性检验。
Git=C3+α1×Oit+φ×S+γ5xit+δit
表3 人口老龄化对经济增长的影响
G全国Fe(1)Re(2)东部Fe(3)Re(4)中部Fe(5)Re(6)西部Fe(7)Re(8)O2.653∗∗∗3.198∗1.439∗∗∗1.4438.340∗∗∗8.782∗∗∗6.808∗∗∗6.328∗∗∗EDU0.558∗∗∗0.610∗∗∗0.274∗∗0.791∗∗∗0.2080.1520.1980.224CI-0.836∗∗∗-0.552-1.202∗∗∗-0.0900.0120.385∗∗∗0.048 0.018POP0.014∗∗∗0.006-0.006-0.0020.006-0.045∗∗∗-0.028∗∗∗-0.026∗∗∗IND0.298∗∗∗0.218∗-0.973∗∗∗-1.005∗∗∗1.040∗∗∗0.814∗∗∗1.295∗∗∗1.299∗∗∗IER-0.209∗∗∗-0.070-0.087∗∗∗0.087∗0.605∗1.394∗∗∗0.0210.036INV0.606∗∗∗0.602∗∗∗0.626∗∗∗0.694∗∗∗0.481∗∗∗0.417∗∗∗0.596∗∗∗0.608∗∗∗FDI-0.764∗∗∗-0.758∗∗∗-0.630∗∗∗-0.808∗∗-1.240 2.217∗ 0.3830.334CONS7.120∗∗∗5.655∗∗∗10.490∗∗∗4.139∗∗∗2.269∗∗0.6532.304∗∗∗2.438∗∗∗R20.946 0.9460.9110.7000.8430.7540.9080.908N450165120165Hausman2 998.17∗∗∗614.70∗∗∗72.29∗∗∗16.06∗∗面板模型FeFeFeFe
注:*、* *、* * *分别表示在10%、5%、1%的显著水平下显著。
基于我国区域性特征，经济发达地区与经济不发达地区人口老龄化因素对经济增长的影响可能会不同。为了更深入研究人口老龄化与经济增长的关系，基于各省的经济发展程度和地理位置状况，本文将全国划分为东部、中部和西部。⑥表3中(3)～(8)列为东、中、西部的回归结果。结果显示：人口老龄化对经济增长的影响在各区域都显著为正，表明各区域的人口老龄化对经济增长均表现出积极的促进作用。其中，中部的人口老龄化对经济增长的促进作用最强，其次是西部和东部。
从上述回归结果可知，不论是全国样本还是分区域样本，人口老龄化均能对经济增长产生显著正向影响。那么人口老龄化是如何对经济增长产生影响的？是否是通过民生支出这一中介效应？下文对相应问题进行进一步验证。
(二)人口老龄化通过民生支出影响经济增长的中介效应检验
1.全国样本中介效应检验
竹子是仅次于海草的第2大固碳植物。3年生竹子的固碳量要比10年生的松树或14年生的桉树的固碳量多40%。基于此，在全球气候变化背景下，发展中国家越来越多地将竹林作为碳汇林而发展[4,12]。
为了考察人口老龄化是否通过民生支出对经济增长产生影响，本文进一步选取民生支出变量S作为中介变量进行中介效应检验，结果见表4。表4的回归结果显示，中介检验中α、β、φ、α1全部显著，其系数分别为2.653、2.425、0.441、1.584。因而，存在以民生支出为中介变量的中介效应，该中介效应在总效应中所占比例为40.86%。上述结果表明，人口老龄化对经济增长影响过程中，完全是通过民生支出这一重要变量实现的。具体而言，如果人口老龄化程度加深，民生需求将会扩大，此时，政府的民生支出规模会因之而上升。在此基础上，我国人力资本存量也会加大，因而，我国经济也会随民生支出规模的扩大而增长。
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综合起来看，基于中介效应的计算检验量表清晰的揭示出，我国人口老龄化对经济增长影响的传导过程中存在“人口老龄化→民生支出→经济增长”环节。同时，以民生支出为中介变量的中介效应作用效果显著，说明为了满足人民需求的民生支出在经济增长过程中发挥重要作用。
表4 人口老龄化对经济增长的中介效应
被解释变量GFe(1)Re(2)SFe(3)Re(4)GFe(5)Re(6)O2.653∗∗∗3.198∗2.425∗∗4.883∗∗∗1.584∗∗∗1.569∗∗∗S— — ——0.441∗∗∗0.436∗∗∗EDU0.558∗∗∗0.610∗∗∗1.059∗∗∗1.111∗∗∗0.0910.109∗CI-0.836∗∗∗-0.552-2.360∗∗∗0.576∗∗∗0.204∗∗∗0.170∗∗∗POP0.014∗∗∗0.0060.017∗-0.0070.006∗∗0.005∗IND0.298∗∗∗0.218∗0.102-0.1530.252∗∗∗0.222∗∗∗IER-0.209∗∗∗-0.070-0.442∗∗∗0.166∗∗∗-0.0140.005INV0.606∗∗∗0.602∗∗∗1.322∗∗∗1.415∗∗∗0.0230.026FDI-0.764∗∗∗-0.758∗∗∗-1.052∗∗∗-2.016∗∗∗-0.300∗∗∗-0.275∗∗CONS7.120∗∗∗5.655∗∗∗16.296∗∗∗1.555∗∗∗-0.0670.128R20.946 0.9460.8540.6090.9440.944N450450450Hausman2 998.17∗∗∗918.62∗∗∗44.32∗∗∗面板模型FeFeFe中介效应中介效应=1.084中介效应/总效应=40.86%
2.分区域样本中介效应检验
这些结果表明，在我国东、中、西部地区，人口老龄化影响经济增长过程中均存在以民生支出为中介变量的中介效应。证明本文上述结论具有稳健性。
由表5可知，东部地区人口老龄化影响经济增长过程中，Sobel检验中的Z统计量为4.19,大于5%显著性水平上的临界值0.97，因而存在以民生支出为中介变量的中介效应，该中介效应在总效应中所占比例为29.19%。中部地区中介检验中，α、β、φ、α1全部显著，其系数分别为8.340、6.882、0.395、5.613。因而，存在以民生支出为中介变量的中介效应，该中介效应在总效应中所占比例为32.48%。西部地区中介检验中，α、β、φ、α1全部显著，其系数分别为6.808、10.944、0.392、2.522。因而，存在以民生支出为中介变量的中介效应，该中介效应在总效应中所占比例为62.96%。
表5 分区域人口老龄化对经济增长的中介效应
因变量东部G(1)S(2)G(3)中部G(4)S(5)G(6)西部G(7)S(8)G(9)O1.439∗∗∗1.0031.019∗∗∗8.340∗∗∗96.882∗∗∗5.631∗∗∗6.808∗∗∗10.944∗∗∗2.522∗∗∗S— —0.418∗∗∗— —0.395∗∗∗— —0.392∗∗∗EDU 0.274∗∗ 0.575∗∗ 0.033 0.208 0.535∗ -0.004 0.198 0.434 0.027CI-1.202∗∗∗-2.876∗∗∗0.0060.012-0.918∗∗∗0.374∗∗0.048 -0.711∗∗∗0.327∗∗∗POP-0.006-0.002-0.0050.006-0.0190.013-0.028∗∗∗-0.060∗∗∗-0.005IND-0.973∗∗∗-2.412∗∗∗0.0351.040∗∗∗1.062∗∗∗0.620∗∗∗1.295∗∗∗2.717∗∗∗0.231∗∗IER-0.087∗∗∗-0.205∗∗∗-0.0020.605∗0.4280.4350.021-0.1650.086INV0.626∗∗∗1.274∗∗∗0.093∗∗∗0.481∗∗∗1.389∗∗∗-0.0680.596∗∗∗1.209∗∗∗0.122∗∗∗FDI-0.630∗∗∗-0.880∗∗∗-0.262∗∗∗-1.240 -0.704-09610.383-0.4810.572∗∗CONS10.490∗∗∗21.504∗∗∗1.500∗∗∗2.269∗∗8.832∗∗∗-1.2212.304∗∗∗6.862∗∗∗-0.383R20.9110.9250.9750.8430.9260.8940.9080.8920.980N165120165Hausman614.70∗∗∗85 755.84∗∗∗252.03∗∗∗72.29∗∗∗35.70∗∗∗131.52∗∗∗16.06∗∗334.98∗∗∗38.35∗∗∗面板模型FeFeFeFeFeFeFeFeFeSobel检验Z=4.19>0.97中介效应显著中介效应中介效应=0.42中介效应=2.709中介效应=4.286中介效应/总效应=29.19%中介效应/总效应=32.48%中介效应/总效应=62.96%
(三)稳健性检验
为了保证回归结果不受人口老龄化测度变量选取的影响，本文选取老年抚养比(ODR，65岁以上人口数与15～64岁人口数比值)作为人口老龄化的代理变量进行稳健性检验。老年抚养比ODR指标来源于《中国统计年鉴》，其指65岁以上人口占劳动年龄人口的比例。老年人口抚养比是从经济角度反映人口老龄化社会后果的指标之一，该值越大，表明劳动人口抚养负担越重。本文运用该指标测度人口老龄化通过民生支出这一中介变量对经济增长产生影响，回归结果与前文一致(见表6、表7)。
表6 人口老龄化对经济增长的影响
G全国Fe(1)Re(2)东部Fe(3)Re(4)中部Fe(5)Re(6)西部Fe(7)Re(8)ODR1.376∗∗∗1.426∗∗∗0.709∗∗-0.1345.518∗∗∗5.472∗∗∗3.565∗∗∗3.225∗∗∗EDU0.579∗∗∗0.647∗∗∗0.287∗∗0.819∗∗∗0.2260.1790.2330.255∗CI-0.863∗∗∗-0.555∗∗∗-1.214∗∗∗-0.072-0.1380.328∗∗∗-0.007-0.020POP0.011∗∗0.002-0.008-0.0070.002-0.057∗∗∗-0.031∗∗∗-0.029∗∗∗IND0.284∗∗0.192-0.972∗∗∗-1.052∗∗∗0.964∗∗∗0.707∗∗∗1.302∗∗∗1.314∗∗∗IER-0.206∗∗∗-0.054-0.088∗∗∗0.086∗0.5231.332∗∗∗0.1100.132INV0.630∗∗∗0.639∗∗∗0.638∗∗∗0.737∗∗∗0.514∗∗∗0.469∗∗∗0.661∗∗∗0.671∗∗∗FDI-0.755∗∗∗-0.725∗∗∗-0.629∗∗∗-0.745∗∗-1.0871.8870.3770.350CONS7.302∗∗∗5.754∗∗∗10.591∗∗∗4.199∗∗∗3.099∗∗∗1.116∗2.639∗∗∗2.694∗∗∗R20.813 0.7930.9090.7030.8450.7380.8960.896N450165120165Hausman179.71∗∗∗593.90∗∗∗227.40∗∗∗17.56∗∗面板模型FeFeFeFe
表7 人口老龄化对经济增长的中介效应
因变量全国G(1)S(2)G(3)东部G(4)S(5)G(6)中部G(7)S(8)G(9)西部G(10)S(11)G(12)ODR1.376∗∗∗0.8860.982∗∗∗0.709∗∗0.2110.619∗∗∗5.518∗∗∗4.401∗∗∗3.780∗∗∗3.565∗∗∗5.405∗∗∗1.373∗∗∗S— —0.446∗∗∗— —0.424∗∗∗— —0.395∗∗∗— —0.406∗∗∗EDU0.579∗∗∗1.09∗∗∗0.0930.287∗∗0.594∗∗0.0350.2260.557∗0.0060.2330.4980.031CI-0.863∗∗∗-2.379∗∗∗0.197∗∗∗-1.214∗∗∗-2.862∗∗∗-0.007-0.138-1.044∗∗∗0.275∗-0.007-0.815∗∗∗0.323∗∗∗POP0.011∗∗0.0140.005∗-0.008-0.004-0.006∗0.002-0.0220.011-0.031∗∗∗-0.063∗∗∗-0.005IND0.284∗∗0.0850.247∗∗∗-0.972∗∗∗-2.418∗∗∗0.0530.964∗∗∗0.991∗∗∗0.572∗∗∗1.302∗∗∗2.718∗∗∗0.200∗∗IER-0.206∗∗∗-0.437∗∗∗-0.011-0.088∗∗∗-0.207∗∗∗-0.0040.5230.3550.3830.1100.0050.108INV0.630∗∗∗1.356∗∗∗0.0260.638∗∗∗1.293∗∗∗0.090∗∗0.514∗∗∗1.421∗∗∗-0.0470.661∗∗∗1.324∗∗∗0.124∗∗∗FDI-0.755∗∗∗-1.014∗∗-0.303∗∗∗-0.629∗∗∗-0.863∗∗∗-0.263∗∗∗-1.087-0.567-0.8630.377-0.4730.570∗∗CONS7.302∗∗∗16.471∗∗∗-0.03710.591∗∗∗21.487∗∗∗1.482∗∗∗3.099∗∗∗9.547∗∗∗-0.3832.639∗∗∗7.492∗∗∗-0.399R20.813 0.8520.9450.9090.9240.9740.8450.925-0.6710.8960.8820.979N450165120165Hausman179.71∗∗∗971.17∗∗∗48.01∗∗∗593.90∗∗∗800.17∗∗∗271.11∗∗∗227.40∗∗∗48.23∗∗∗289.58∗∗∗17.56∗∗237.57∗∗∗50.24∗∗∗面板模型FeFeFeFeFeFeFeFeFeFeFeFeSobel检验Z=1.58>0.97中介效应显著Z=3.72>0.97中介效应显著中介效应中介效应=0.394中介效应=0.09中介效应=1.738中介效应=2.192中介效应/总效应=28.63%中介效应/总效应=12.69%中介效应/总效应=31.50%中介效应/总效应=61.49%
五、结论与政策建议
在人口老龄化日趋严重、民生支出规模扩大的背景下，研究人口老龄化对我国经济的影响，具有重要的理论价值与现实意义。本文以人口老龄化为研究对象，从“人口老龄化→民生支出→经济增长”这一重要环节切入，考察人口老龄化影响经济增长的传导机制。基于我国2002～2016年各省份的面板数据进行实证检验。研究结果发现，人口老龄化对经济增长具有显著促进作用。进一步检验发现，人口老龄化是通过民生支出这一中介路径对经济增长产生影响。分区域研究结果表明，东、中、西部地区人口老龄化对经济增长也具有显著的正向影响，同时也存在以民生支出为中介变量的显著中介效应，从而证明本文研究结果具有稳健性，进而验证了理论框架提出的“人口老龄化→民生支出→经济增长”这一中介影响路径。
实验材料碳钢，加工为50 mm×50 mm×10 mm方形，将纯铝熔化成铝液，浸镀温度750℃。将方形钢块进行除油、除锈后在铝液中分别浸30 s、1 min、5 min、2 h后用光学显微镜、扫描低碳钢热浸镀铝得到的界面均呈锯嵌入钢基体中，界面化合物层厚度起伏性较大，化合物呈树枝状向钢基体中；随着浸镀时间的延长，界面逐渐由弯曲变得平直，钢向铝中扩散较片分析结果一致。明显，钢在铝中形态逐渐变大，化合物层总体呈现向钢中生长态势。电镜观察铝钢复合界面，确定浸镀时间。在相同浸镀时间测试其电导率。
上述结论对正在经历人口老龄化的我国具有重要意义。我国正面临未富先老的难题。想要实现现代化，保持可持续的经济增长是必不可少的。如何在人口老龄化日益严重的我国保持较高增速的经济是我们亟须解决的问题。从研究结果可知，民生支出是提高人力资本、改善劳动力的潜质所在，也是我国应对人口老龄化的重要依托。应倡导合理配置政府资源，积极发挥民生支出的经济效应，进而为经济增长注入新动力。首先，进一步扩大民生支出占政府公共支出的比重，优化财政支出结构。其次，促进地区间财政投入平衡，尤其是要加大对中西部地区财政的扶持力度，增强中西部地区应对人口老龄化、促进经济增长的动力；同时，建立一套考核地方政府民生支出绩效的指标体系，以提高民生支出的使用效率，促进经济的可持续发展。最后，构建促进居民收入增长的机制，并建立健全医疗、教育、养老等民生支出体系，改善居民人力资本水平。
注释：
①按世界卫生组织(WHO) 的定义，若一个国家 60 岁以上老年人口达到人口总数的 10%，或 65 岁以上老年人口占人口总数的 7% 以上，意味着该国进入人口老龄化社会。2001年，我国65岁以上老年人口占人口总数的7.10%。按国际标准，我国在2001年已进入老龄化社会。
②按本文定义，民生支出为社会保障与就业支出、医疗卫生支出、教育支出三项财政支出之和。
通过利用虚拟化的技术构建计算池、网络池、存储池和桌面池，最终形成一个可以共享和处理信息的统一的资源池。这是一种由服务器、存储和网络等设备构成的数据资源。正常办公人员、教学人员可以享受到应用层提供的体育教学系统和办公OA系统的应用程序。学生可以享受到用户层对于数据中心的访问权限和服务支持。移动教学桌面云和资源层的管理构成了管理层，最终形成管理体系。
③数据来源于国家统计局。
④国家卫健委发布的《2017年我国卫生健康事业发展统计公报》显示：2017年我国居民人均预期寿命由2016年的76.5岁提高到76.7岁。
⑤Kit=Kit-1(1-δit)+Iit，其中Kit代表本年的资本存量，Kit-1代表上一年的资本存量，δit代表折旧率，依据张军等(2003)本文取δit值为0.096，Iit为以2002年不变价计算得出的当年的固定资产投资总额。
⑥东部地区包括辽宁、北京、天津、上海、山东、河北、江苏、浙江、福建、广东、海南等11 省市; 中部地区包括河南、湖北、湖南、安徽、山西、黑龙江、江西、吉林等8个省；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等11个省(自治区、直辖市)。
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ResearchonTransmissionMechanismofPopulationAgingtoEconomicGrowth——Based on the Livelihood of People's Spending Path
ZHANG Yu-xue, GAO Ting, XU Hai-ping
(School of Management, Hainan University, Haikou 570228, China)
Abstract:On the basis of the theoretical relationship between the aging population, the people's livelihood expenditure and the economic growth, this paper applies the annual data of the three provinces in China from 2002～2016 and makes an empirical test on the effect and transmission path of the population aging on the economic growth. The results show that from the national sample, the aging of the population has a significant positive impact on economic growth, and there is a significant intermediary effect of the people's livelihood expenditure as the intermediary variable. Further studies have found that the aging of population in the eastern, middle and western regions of China has also significantly promoted economic growth, and there is also a significant intermediary effect on people's livelihood expenditure as an intermediary variable. But the effect of population aging in the eastern region on economic growth is significantly weaker in the central and western regions. Therefore, under the impetus of population aging, the government should adjust the scale of people's livelihood expenditure to improve its utilization efficiency so as to alleviate the current situation of getting old before getting rich and promote sustainable economic growth.
Keywords:population aging; economic growth; livelihood expenditure; mediation effect
中图分类号：C924.25
文献标识码：A
DOI10.3969/j.issn.1671-1653.2019.01.001
收稿日期：2018-12-26
基金项目：国家自然科学基金项目(71563009)
作者简介：张雨雪(1995-)，女，四川简阳人，海南大学管理学院2017级农村与区域发展专业硕士研究生；高 挺(1994-)，女，重庆人，海南大学管理学院2016级农业经济管理专业硕士研究生。
通讯作者：许海平(1981-)，男，湖南衡阳人，海南大学管理学院教授，博士，硕士生导师，主要从事农业经济管理、产业经济研究。
文章编号：1671-1653(2019)01-0001-09
标签：经济增长论文; 支出论文; 人口老龄化论文; 效应论文; 民生论文; 社会科学总论论文; 人口学论文; 世界各国人口调查及其研究论文; 《河北科技大学学报(社会科学版)》2019年第1期论文; 国家自然科学基金项目(71563009)论文; 海南大学管理学院论文;