陳 亞 紅

(仰恩大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,福建 泉州 362014)

人口老齡化結(jié)構(gòu)對我國引入FDI的影響分析

陳 亞 紅

(仰恩大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,福建 泉州 362014)

在人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中，老年撫養(yǎng)比會(huì)上升，少兒撫養(yǎng)比會(huì)下降，儲蓄率相應(yīng)上升，進(jìn)而使得FDI的勞動(dòng)生產(chǎn)要素成本上升，投資收益率相對下降，減少FDI流入該國。隨著社會(huì)的發(fā)展，我國人口年齡結(jié)構(gòu)發(fā)生了轉(zhuǎn)變，2000年正式步入老齡化社會(huì)。文章通過回歸分析發(fā)現(xiàn)人口老齡化對我國引入FDI還未出現(xiàn)統(tǒng)計(jì)上的顯著負(fù)作用，但是通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)與FDI呈長期穩(wěn)定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，通過格蘭杰因果分析發(fā)現(xiàn)人口年齡結(jié)構(gòu)是FDI的格蘭杰原因。因此，政府采取合理的措施緩解我國人口老齡化的問題，對于引入FDI是具有一定的積極作用。

人口年齡結(jié)構(gòu)；人口老齡化；老少比；FDI

引言

人口年齡結(jié)構(gòu)是指在一定時(shí)點(diǎn)內(nèi)各年齡段人口占總?cè)丝诘谋戎?，通常用百分比表示。老少比是衡量人口年齡結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo)，老少比指65歲以上的老年人口系數(shù)與14歲以下少年兒童人口系數(shù)的比值。根據(jù)老少比的大小，人口的年齡結(jié)構(gòu)類型大體劃分為：老少比小于15%的年輕型、老少比在15%至30%之間的成年型和老少比大于30%的老年型。隨著社會(huì)的發(fā)展，預(yù)期壽命的提高和出生率的下降，人口年齡結(jié)構(gòu)一般會(huì)從年輕型人口年齡結(jié)構(gòu)向老年型人口年齡結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。在人口年齡轉(zhuǎn)變過程中，人作為經(jīng)濟(jì)主體會(huì)通過其儲蓄、消費(fèi)、投資、生產(chǎn)等行為的變化對通貨膨脹、產(chǎn)出、就業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、保險(xiǎn)制度、政府財(cái)政收支、國際貿(mào)易、國際投資等許多方面形成長期、持續(xù)的影響[1]。對于人口結(jié)構(gòu)的研究也就主要集中在以上這些方面。

20世紀(jì)90年代，研究者開始分析人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對國際資本流動(dòng)的影響。對于人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)對國際資本流動(dòng)的影響，國外在這一方面的研究相對較全面。然而目前國內(nèi)把人口年齡結(jié)構(gòu)變化對FDI會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響的研究較少。就可參考的文獻(xiàn)來看，僅有包楠迪通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)我國人口年齡結(jié)構(gòu)與FDI之間存在長期均衡關(guān)系。從長期來看，我國勞動(dòng)年齡人口占比增加會(huì)帶來流入我國的FDI增加，反之，我國勞動(dòng)年齡人口占比的降低老年人口占比的上升將會(huì)導(dǎo)致流入我國的FDI減少[2]。人口老齡化將成為世界各國面臨的一個(gè)普遍問題，深入分析其對FDI的影響具有一定的理論意義和實(shí)際價(jià)值。

一、人口年齡結(jié)構(gòu)變化對FDI的作用機(jī)理

袁志剛、宋錚的研究結(jié)果表明老齡化對儲蓄率產(chǎn)生正向影響[3]。Guonan Ma和Wang Yi認(rèn)為快速的老齡化進(jìn)程對中國的高儲蓄起到了重要作用[4]。董麗霞和趙文哲利用面板向量自回歸模型發(fā)現(xiàn)：少兒撫養(yǎng)比和老年撫養(yǎng)比與儲蓄率均呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系[5]。徐升艷、趙剛、夏海勇發(fā)現(xiàn)總撫養(yǎng)比下降引起了國民儲蓄上升[6]。劉鎧豪 、劉渝琳利用1989-2012年中國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)和門檻回歸結(jié)果表明：少兒撫養(yǎng)比與儲蓄率呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，并且該負(fù)效應(yīng)隨著收入水平的提高而減弱；而老年撫養(yǎng)比與儲蓄率呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且該正向影響隨著收入水平的提高而增強(qiáng)[7]。鄭基超、倪澤強(qiáng)、劉晴研究發(fā)現(xiàn)幼兒撫養(yǎng)比的下降確實(shí)帶來了中國儲蓄率的上升，老年撫養(yǎng)比的上升會(huì)帶來儲蓄率的上升但是在統(tǒng)計(jì)上不顯著[8]。眾多學(xué)者的研究結(jié)果符合我國當(dāng)前的實(shí)際情況，如圖1所示，1990-2014年我國儲蓄率呈現(xiàn)波動(dòng)中上升的趨勢，伴隨著的是我國老少比上升的趨勢，具體體現(xiàn)為老年撫養(yǎng)比的上升和少兒撫養(yǎng)比的下降。儲蓄率的上升意味著國內(nèi)資本充足，均衡利率會(huì)下降，開放狀態(tài)下國際資本會(huì)從低利率國家流出。同時(shí)，老少比的上升意味著勞動(dòng)年齡人口比重下降和老年人口比重的上升，將減少整個(gè)社會(huì)的有效成熟勞動(dòng)力的供給。雖然政府可以通過延遲退休等方式緩解有效成熟勞動(dòng)力供給的減少，但相對而言老年勞動(dòng)力的創(chuàng)新能力較弱，在資本相對充裕勞動(dòng)相對稀缺的情況下，資本的邊際收益率會(huì)下降。綜上所述，人口年齡老化會(huì)降低FDI在我國的投資回報(bào)率，導(dǎo)致FDI撤離我國。

圖1 人口結(jié)構(gòu)與儲蓄率變化情況

圖2 我國引入實(shí)際FDI情況

根據(jù)圖2的數(shù)據(jù)顯示，1990年以來我國在利用FDI方面取得了巨大的成就，成為世界利用外資最多的國家之一，利用外資的數(shù)量居發(fā)展中國家首位。盡管流入我國的FDI的絕對數(shù)額巨大，但是其增長率卻波動(dòng)中逐漸減緩，某些年份的FDI一度呈現(xiàn)負(fù)增長。通過圖3的演繹推導(dǎo)，理論上我國人口老齡化社會(huì)減少FDI的流入，下面通過實(shí)證深入分析人口結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變對我國FDI的影響。

圖3 人口年齡結(jié)構(gòu)變化對FDI的影響分析圖

二、實(shí)證分析人口年齡結(jié)構(gòu)對FDI的影響

1．變量和數(shù)據(jù)的選取

根據(jù)前面的理論分析，人口結(jié)構(gòu)變化可能是FDI變化的一個(gè)因素，選取老少比作為反映人口結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)，記為PS，老少比的上升會(huì)減少FDI的流入，相關(guān)系數(shù)符號預(yù)期為負(fù)。同時(shí)選取國內(nèi)生產(chǎn)總值作為市場容量的衡量指標(biāo)，記為GDP，市場容量越大，潛力需求越旺盛，投資需求越旺盛，相關(guān)系數(shù)符號預(yù)期為正；選取進(jìn)出口貿(mào)易額作為貿(mào)易開放度的衡量指標(biāo)，記為T，國際貿(mào)易和國際投資之間的關(guān)系可能存在互補(bǔ)和替代兩種關(guān)系，我國屬于哪種關(guān)系待定，相關(guān)系數(shù)符號可正可負(fù)。對原始數(shù)據(jù)取對數(shù)以消除異方差。

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文的數(shù)據(jù)都是采用的時(shí)間序列，所以進(jìn)行實(shí)證分析前先做時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)。利用EViews7.2軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量的單位根檢驗(yàn)

注：c為常數(shù)項(xiàng)，t趨勢項(xiàng)，k滯后項(xiàng)，D表示一階差分。﹡、﹡﹡和﹡﹡﹡分別表示10%、5%和1%的顯著水平，數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計(jì)局。

由表1可知，這4個(gè)變量在三種顯著水平上都是非平穩(wěn)的，對變量進(jìn)行一階差分后，DlnFDI在5%顯著水平上是平穩(wěn)的，DlnGDP、DlnPS、DlnT在1%顯著水平上是平穩(wěn)的。

3．協(xié)整檢驗(yàn)分析

既然4個(gè)變量都是一階單整序列I (1)，可以對變量的原數(shù)列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來考查解釋變量和被解釋變量間的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系。對于多變量的協(xié)整檢驗(yàn)一般采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整是基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)際上是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該VAR模型的滯后階數(shù)是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期。因此在做協(xié)整檢驗(yàn)之前先通過構(gòu)建VAR模型確定最優(yōu)滯后階數(shù)。由于樣本數(shù)量不多，在Eviews處理中選擇了 p=3的滯后階數(shù)，由此得到VAR模型滯后階數(shù)p=3的多準(zhǔn)則聯(lián)合確定結(jié)果，具體結(jié)果如下：

表2 VAR 型滯后階數(shù)p的確定

注：*表示準(zhǔn)則所選擇的滯后階數(shù)。

由表2可知，在VAR模型滯后階數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果中，根據(jù)FPE、AIC、SC、HQ準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)是3，根據(jù)LR準(zhǔn)則選擇的滯后階數(shù)是2。根據(jù)多數(shù)原則，VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為p=3，則協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后階數(shù)應(yīng)確定為2。通過EViews7.2軟件處理結(jié)果如下。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*為5%的置信度水平上拒絕原假。

跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值都在5%的置信度水平上顯著，可以拒絕“0個(gè)協(xié)整方程”的原假設(shè)，而接受“至少1個(gè)協(xié)整方程”的原假設(shè)，因此認(rèn)為四個(gè)變量之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。

協(xié)整方程如下所示：

LnFDI=2.883742lnGDP-4.372182lnPS-0.435912lnT

(0.14383) (0.26044) (0.06007)

以上協(xié)整方程表明了所涉4個(gè)變量之間存在的長期均衡關(guān)系，括號內(nèi)的數(shù)字表示的是標(biāo)準(zhǔn)誤。結(jié)果顯示，GDP增長1個(gè)百分點(diǎn)，則FDI增長2.883742個(gè)百分點(diǎn)；老少比上升1個(gè)百分點(diǎn)，F(xiàn)DI則減少4.372182個(gè)百分點(diǎn)；進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模增長1個(gè)百分點(diǎn)，則FDI減少0.435912個(gè)百分點(diǎn)。說明穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長是FDI持續(xù)流入我國的宏觀條件保障，而我國進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大即對外開放程度的加深會(huì)減少那些為繞過貿(mào)易壁壘而流入我國的FDI。長期來看，我國老少比的上升即老年撫養(yǎng)比相對少兒撫養(yǎng)比的上升會(huì)降低外資的投資收益率，阻礙FDI的流入，說明我國人口年齡結(jié)構(gòu)的變化與FDI存在長期均衡的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4．格蘭杰因果檢驗(yàn)分析

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。格蘭杰提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)可以解決此類問題。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)確定各變量的滯后階數(shù)為3，對各變量的因果關(guān)系檢驗(yàn)如表4所示。

根據(jù)表4的結(jié)果顯示，國內(nèi)生產(chǎn)總值不是外商直接投資的格蘭杰原因，反過來外商直接投資是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。老少比是外商直接投資的格蘭杰原因，反過來外商直接投資不是老少比的格蘭杰原因。進(jìn)出口貿(mào)易是外商直接投資的格蘭杰原因，反過來外商直接投資不是進(jìn)出口貿(mào)易的格蘭杰原因。說明，人口年齡結(jié)構(gòu)和進(jìn)出口貿(mào)易的變動(dòng)是FDI變動(dòng)的格蘭杰原因，而引入的FDI的變動(dòng)是國內(nèi)生產(chǎn)總值變動(dòng)的格蘭杰原因。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

5．回歸分析

最后，為了探討人口結(jié)構(gòu)老齡化對我國引入FDI是否有影響，引入時(shí)間虛擬變量Dt。2000年，我國老少比達(dá)到30.4%， 65歲及以上人口占比達(dá)到7%，正式步入老齡化社會(huì)亦稱老年型社會(huì)。因此引入的虛擬變量在1990-1999年取值為0，在2000-2014年取值為1。虛擬變量作為解釋變量引入模型有加法方式和乘法方式，本文采取加法方式。通過軟件多次處理后得到最終的回歸方程如下：

lnFDI=4.671753+0.846571lnGDP-0.742632lnPS-0.007715D+0.668333AR(1)-0.297691AR(2)

(1.113402) (2.979887) (-0.996070) (-0.089041) (6.067206) (-3.127733)

R2=0.985601 F值=232.7219 D.W.=2.735278

回歸方程的判定系數(shù)R2為0.986，D.W.為2.735查表可知模型不存在自相關(guān)性。F值高達(dá)232.7219，說明回歸方程整體具有較好的顯著性。但從方程的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)值即括號內(nèi)數(shù)值來看，老少比和虛擬變量的顯著性不強(qiáng)。說明就目前的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，我國人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對流入我國的FDI沒有產(chǎn)生顯著性的影響，F(xiàn)DI在做區(qū)位選擇的時(shí)候沒有過多考慮人口年齡結(jié)構(gòu)因素。而且從2000年我國正式進(jìn)入老齡化社會(huì)僅僅十幾年時(shí)間，對FDI也沒有產(chǎn)生統(tǒng)計(jì)上的顯著性影響。這跟許多學(xué)者的觀點(diǎn)是一致的，因?yàn)楫?dāng)前我國還處于人口紅利期，雖然我國老少比逐年上升，在2000達(dá)到30%，正式步入老齡化社會(huì)，但15-64歲勞動(dòng)年齡人口占總?cè)丝诒戎夭▌?dòng)中上升，在2010年才開始微弱的下降?？梢娺^去30多年，充分供應(yīng)的廉價(jià)勞動(dòng)力所形成的“人口紅利”為中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展做出了突出貢獻(xiàn)，為大量引入FDI創(chuàng)造了良好的環(huán)境。況且，人口結(jié)構(gòu)的變化是個(gè)緩慢長期的過程，因此我國出現(xiàn)的人口老齡化現(xiàn)象對FDI的影響還未顯著體現(xiàn)出來。

結(jié)語

本文基于近年來“外資大量撤離我國”的熱點(diǎn)問題，從人口年齡結(jié)構(gòu)變化的角度進(jìn)行了相應(yīng)的研究。隨著社會(huì)的發(fā)展，各國人口年齡結(jié)構(gòu)一般都會(huì)從年輕型轉(zhuǎn)變到老年型，轉(zhuǎn)變過程中老少比會(huì)上升即老年撫養(yǎng)比相對少兒撫養(yǎng)比會(huì)上升。理論上，人口老齡化程度的日益加劇，綜合我國的特殊的國情，會(huì)導(dǎo)致儲蓄的增加，國內(nèi)均衡利率下降，開放狀態(tài)下國際資本會(huì)流出我國流入高利率國家。同時(shí)，人口老齡化程度的日益加劇，如果不能有效地解決少子化問題，未來有效勞動(dòng)力的數(shù)量會(huì)萎縮，使得勞動(dòng)相對稀缺資本相對豐裕的情況下，資本的邊際收益會(huì)下降。綜合考慮，人口老齡化會(huì)使得FDI在我國的投資回報(bào)率下降，從而出現(xiàn)撤離我國的現(xiàn)象。實(shí)證分析結(jié)果來看，人口年齡結(jié)構(gòu)的變化對我國引入FDI沒有統(tǒng)計(jì)上顯著性的影響，人口老齡化的到來也還未形成統(tǒng)計(jì)上顯著性的影響，但人口結(jié)構(gòu)的變化與FDI存在長期穩(wěn)定的負(fù)協(xié)整關(guān)系，并且人口結(jié)構(gòu)變化是FDI變化的格蘭杰原因。過去近30年來看，我國維持著“高儲蓄-充足勞動(dòng)力-高經(jīng)濟(jì)增長”的投資環(huán)境，吸引大量的FDI流入我國，成為發(fā)展中國家吸引外資最多的國家，獲得了所謂的人口紅利效應(yīng)。然而，2011 年，我國人口結(jié)構(gòu)出現(xiàn)了一個(gè)標(biāo)志性變化：15-64歲勞動(dòng)年齡人口占總?cè)丝诘谋壤?4.5%下降至74.4%，盡管只是0.1個(gè)百分點(diǎn)的微小降幅，卻代表中國勞動(dòng)力供給結(jié)束了長期上漲的趨勢，且這一趨勢性轉(zhuǎn)折在此后的2012-2014年得到了進(jìn)一步確立。勞動(dòng)年齡人口的減少和老年人口加速增長，使我國人口撫養(yǎng)比結(jié)束了長期下降的趨勢，意味著“人口紅利”已經(jīng)開始消失。我國當(dāng)前的老年撫養(yǎng)比與世界平均水平相當(dāng)，與世界各主要經(jīng)濟(jì)體中相比，仍處于相對較低水平，但未來我國人口老齡化進(jìn)程將十分迅速。根據(jù)聯(lián)合國預(yù)測，2030 年中國 60 歲及以上老年人占比將達(dá)到23.8%，65歲及以上老年人占比將達(dá)到16.2%，高于發(fā)達(dá)國家目前的水平，2050年將超過發(fā)達(dá)國家[1]。根據(jù)國際上的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)和理論研究來看，老齡化社會(huì)的投資率相對年輕化社會(huì)處于更低水平。因此，可以預(yù)見未來相當(dāng)長時(shí)間我國會(huì)同時(shí)存在老齡化和少子化現(xiàn)象，我國人口老齡化程度以較快速度加劇。而人口老齡化結(jié)構(gòu)會(huì)通過儲蓄、消費(fèi)、生產(chǎn)的微觀經(jīng)濟(jì)行為影響到就業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、國際貿(mào)易、通貨膨脹、匯率、生產(chǎn)成本等宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。上述的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)又是FDI做區(qū)位選擇所考慮的重要因素，因此積極采取相關(guān)措施去緩解我國日益加劇的人口老齡化現(xiàn)象，對于利用外資是能起到正面影響的。

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(責(zé)任編輯：劉學(xué)偉)

10.3969/j.issn.1009-2080.2017.02.018

2017-01-12

陳亞紅(1982-),女， 重慶萬州人，仰恩大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師,碩士。

C924.24

A

1009-2080(2017)02-0081-06