人口老龄化结构对我国引入FDI的影响分析

陈 亚 红

(仰恩大学 经济学院,福建 泉州 362014)

人口老龄化结构对我国引入FDI的影响分析

陈 亚 红

(仰恩大学 经济学院,福建 泉州 362014)

在人口年龄结构转变过程中，老年抚养比会上升，少儿抚养比会下降，储蓄率相应上升，进而使得FDI的劳动生产要素成本上升，投资收益率相对下降，减少FDI流入该国。随着社会的发展，我国人口年龄结构发生了转变，2000年正式步入老龄化社会。文章通过回归分析发现人口老龄化对我国引入FDI还未出现统计上的显著负作用，但是通过协整分析发现人口年龄结构与FDI呈长期稳定的负相关关系，通过格兰杰因果分析发现人口年龄结构是FDI的格兰杰原因。因此，政府采取合理的措施缓解我国人口老龄化的问题，对于引入FDI是具有一定的积极作用。

人口年龄结构；人口老龄化；老少比；FDI

引言

人口年龄结构是指在一定时点内各年龄段人口占总人口的比重，通常用百分比表示。老少比是衡量人口年龄结构的重要指标，老少比指65岁以上的老年人口系数与14岁以下少年儿童人口系数的比值。根据老少比的大小，人口的年龄结构类型大体划分为：老少比小于15%的年轻型、老少比在15%至30%之间的成年型和老少比大于30%的老年型。随着社会的发展，预期寿命的提高和出生率的下降，人口年龄结构一般会从年轻型人口年龄结构向老年型人口年龄结构转变。在人口年龄转变过程中，人作为经济主体会通过其储蓄、消费、投资、生产等行为的变化对通货膨胀、产出、就业、产业结构、保险制度、政府财政收支、国际贸易、国际投资等许多方面形成长期、持续的影响[1]。对于人口结构的研究也就主要集中在以上这些方面。

20世纪90年代，研究者开始分析人口年龄结构变动对国际资本流动的影响。对于人口年龄结构变动对国际资本流动的影响，国外在这一方面的研究相对较全面。然而目前国内把人口年龄结构变化对FDI会产生怎样的影响的研究较少。就可参考的文献来看，仅有包楠迪通过实证检验发现我国人口年龄结构与FDI之间存在长期均衡关系。从长期来看，我国劳动年龄人口占比增加会带来流入我国的FDI增加，反之，我国劳动年龄人口占比的降低老年人口占比的上升将会导致流入我国的FDI减少[2]。人口老龄化将成为世界各国面临的一个普遍问题，深入分析其对FDI的影响具有一定的理论意义和实际价值。

一、人口年龄结构变化对FDI的作用机理

袁志刚、宋铮的研究结果表明老龄化对储蓄率产生正向影响[3]。Guonan Ma和Wang Yi认为快速的老龄化进程对中国的高储蓄起到了重要作用[4]。董丽霞和赵文哲利用面板向量自回归模型发现：少儿抚养比和老年抚养比与储蓄率均呈现负相关关系[5]。徐升艳、赵刚、夏海勇发现总抚养比下降引起了国民储蓄上升[6]。刘铠豪 、刘渝琳利用1989-2012年中国省级面板数据进行实证检验，运用系统广义矩估计和门槛回归结果表明：少儿抚养比与储蓄率呈现显著的负相关关系，并且该负效应随着收入水平的提高而减弱；而老年抚养比与储蓄率呈现显著的正相关关系，并且该正向影响随着收入水平的提高而增强[7]。郑基超、倪泽强、刘晴研究发现幼儿抚养比的下降确实带来了中国储蓄率的上升，老年抚养比的上升会带来储蓄率的上升但是在统计上不显著[8]。众多学者的研究结果符合我国当前的实际情况，如图1所示，1990-2014年我国储蓄率呈现波动中上升的趋势，伴随着的是我国老少比上升的趋势，具体体现为老年抚养比的上升和少儿抚养比的下降。储蓄率的上升意味着国内资本充足，均衡利率会下降，开放状态下国际资本会从低利率国家流出。同时，老少比的上升意味着劳动年龄人口比重下降和老年人口比重的上升，将减少整个社会的有效成熟劳动力的供给。虽然政府可以通过延迟退休等方式缓解有效成熟劳动力供给的减少，但相对而言老年劳动力的创新能力较弱，在资本相对充裕劳动相对稀缺的情况下，资本的边际收益率会下降。综上所述，人口年龄老化会降低FDI在我国的投资回报率，导致FDI撤离我国。

图1 人口结构与储蓄率变化情况

图2 我国引入实际FDI情况

根据图2的数据显示，1990年以来我国在利用FDI方面取得了巨大的成就，成为世界利用外资最多的国家之一，利用外资的数量居发展中国家首位。尽管流入我国的FDI的绝对数额巨大，但是其增长率却波动中逐渐减缓，某些年份的FDI一度呈现负增长。通过图3的演绎推导，理论上我国人口老龄化社会减少FDI的流入，下面通过实证深入分析人口结构的转变对我国FDI的影响。

图3 人口年龄结构变化对FDI的影响分析图

二、实证分析人口年龄结构对FDI的影响

1．变量和数据的选取

根据前面的理论分析，人口结构变化可能是FDI变化的一个因素，选取老少比作为反映人口结构变化的指标，记为PS，老少比的上升会减少FDI的流入，相关系数符号预期为负。同时选取国内生产总值作为市场容量的衡量指标，记为GDP，市场容量越大，潜力需求越旺盛，投资需求越旺盛，相关系数符号预期为正；选取进出口贸易额作为贸易开放度的衡量指标，记为T，国际贸易和国际投资之间的关系可能存在互补和替代两种关系，我国属于哪种关系待定，相关系数符号可正可负。对原始数据取对数以消除异方差。

2.平稳性检验

本文的数据都是采用的时间序列，所以进行实证分析前先做时间序列的单位根检验。利用EViews7.2软件进行ADF检验，检验结果如表1所示。

表1 各变量的单位根检验

注：c为常数项，t趋势项，k滞后项，D表示一阶差分。﹡、﹡﹡和﹡﹡﹡分别表示10%、5%和1%的显著水平，数据均来自中国统计局。

由表1可知，这4个变量在三种显著水平上都是非平稳的，对变量进行一阶差分后，DlnFDI在5%显著水平上是平稳的，DlnGDP、DlnPS、DlnT在1%显著水平上是平稳的。

3．协整检验分析

既然4个变量都是一阶单整序列I (1)，可以对变量的原数列进行协整检验来考查解释变量和被解释变量间的长期稳定均衡关系。对于多变量的协整检验一般采用Johansen协整检验。Johansen协整是基于VAR模型的检验方法，协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，该VAR模型的滞后阶数是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期。因此在做协整检验之前先通过构建VAR模型确定最优滞后阶数。由于样本数量不多，在Eviews处理中选择了 p=3的滞后阶数，由此得到VAR模型滞后阶数p=3的多准则联合确定结果，具体结果如下：

表2 VAR 型滞后阶数p的确定

注：*表示准则所选择的滞后阶数。

由表2可知，在VAR模型滞后阶数的检验结果中，根据FPE、AIC、SC、HQ准则选择的滞后阶数是3，根据LR准则选择的滞后阶数是2。根据多数原则，VAR模型的最优滞后阶数为p=3，则协整检验的VAR模型滞后阶数应确定为2。通过EViews7.2软件处理结果如下。

表3 Johansen协整检验结果

注：*为5%的置信度水平上拒绝原假。

迹统计量和最大特征值都在5%的置信度水平上显著，可以拒绝“0个协整方程”的原假设，而接受“至少1个协整方程”的原假设，因此认为四个变量之间存在长期的协整关系。

协整方程如下所示：

LnFDI=2.883742lnGDP-4.372182lnPS-0.435912lnT

(0.14383) (0.26044) (0.06007)

以上协整方程表明了所涉4个变量之间存在的长期均衡关系，括号内的数字表示的是标准误。结果显示，GDP增长1个百分点，则FDI增长2.883742个百分点；老少比上升1个百分点，FDI则减少4.372182个百分点；进出口贸易规模增长1个百分点，则FDI减少0.435912个百分点。说明稳定的经济增长是FDI持续流入我国的宏观条件保障，而我国进出口贸易规模的扩大即对外开放程度的加深会减少那些为绕过贸易壁垒而流入我国的FDI。长期来看，我国老少比的上升即老年抚养比相对少儿抚养比的上升会降低外资的投资收益率，阻碍FDI的流入，说明我国人口年龄结构的变化与FDI存在长期均衡的负相关关系。

4．格兰杰因果检验分析

协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰提出的因果关系检验可以解决此类问题。根据赤池信息准则(AIC)确定各变量的滞后阶数为3，对各变量的因果关系检验如表4所示。

根据表4的结果显示，国内生产总值不是外商直接投资的格兰杰原因，反过来外商直接投资是国内生产总值的格兰杰原因。老少比是外商直接投资的格兰杰原因，反过来外商直接投资不是老少比的格兰杰原因。进出口贸易是外商直接投资的格兰杰原因，反过来外商直接投资不是进出口贸易的格兰杰原因。说明，人口年龄结构和进出口贸易的变动是FDI变动的格兰杰原因，而引入的FDI的变动是国内生产总值变动的格兰杰原因。

表4 格兰杰因果检验结果

5．回归分析

最后，为了探讨人口结构老龄化对我国引入FDI是否有影响，引入时间虚拟变量Dt。2000年，我国老少比达到30.4%， 65岁及以上人口占比达到7%，正式步入老龄化社会亦称老年型社会。因此引入的虚拟变量在1990-1999年取值为0，在2000-2014年取值为1。虚拟变量作为解释变量引入模型有加法方式和乘法方式，本文采取加法方式。通过软件多次处理后得到最终的回归方程如下：

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

回归方程的判定系数R2为0.986，D.W.为2.735查表可知模型不存在自相关性。F值高达232.7219，说明回归方程整体具有较好的显著性。但从方程的回归系数的t检验值即括号内数值来看，老少比和虚拟变量的显著性不强。说明就目前的统计数据来看，我国人口年龄结构的变化对流入我国的FDI没有产生显著性的影响，FDI在做区位选择的时候没有过多考虑人口年龄结构因素。而且从2000年我国正式进入老龄化社会仅仅十几年时间，对FDI也没有产生统计上的显著性影响。这跟许多学者的观点是一致的，因为当前我国还处于人口红利期，虽然我国老少比逐年上升，在2000达到30%，正式步入老龄化社会，但15-64岁劳动年龄人口占总人口比重波动中上升，在2010年才开始微弱的下降。可见过去30多年，充分供应的廉价劳动力所形成的“人口红利”为中国经济的高速发展做出了突出贡献，为大量引入FDI创造了良好的环境。况且，人口结构的变化是个缓慢长期的过程，因此我国出现的人口老龄化现象对FDI的影响还未显著体现出来。

结语

本文基于近年来“外资大量撤离我国”的热点问题，从人口年龄结构变化的角度进行了相应的研究。随着社会的发展，各国人口年龄结构一般都会从年轻型转变到老年型，转变过程中老少比会上升即老年抚养比相对少儿抚养比会上升。理论上，人口老龄化程度的日益加剧，综合我国的特殊的国情，会导致储蓄的增加，国内均衡利率下降，开放状态下国际资本会流出我国流入高利率国家。同时，人口老龄化程度的日益加剧，如果不能有效地解决少子化问题，未来有效劳动力的数量会萎缩，使得劳动相对稀缺资本相对丰裕的情况下，资本的边际收益会下降。综合考虑，人口老龄化会使得FDI在我国的投资回报率下降，从而出现撤离我国的现象。实证分析结果来看，人口年龄结构的变化对我国引入FDI没有统计上显著性的影响，人口老龄化的到来也还未形成统计上显著性的影响，但人口结构的变化与FDI存在长期稳定的负协整关系，并且人口结构变化是FDI变化的格兰杰原因。过去近30年来看，我国维持着“高储蓄-充足劳动力-高经济增长”的投资环境，吸引大量的FDI流入我国，成为发展中国家吸引外资最多的国家，获得了所谓的人口红利效应。然而，2011 年，我国人口结构出现了一个标志性变化：15-64岁劳动年龄人口占总人口的比例由74.5%下降至74.4%，尽管只是0.1个百分点的微小降幅，却代表中国劳动力供给结束了长期上涨的趋势，且这一趋势性转折在此后的2012-2014年得到了进一步确立。劳动年龄人口的减少和老年人口加速增长，使我国人口抚养比结束了长期下降的趋势，意味着“人口红利”已经开始消失。我国当前的老年抚养比与世界平均水平相当，与世界各主要经济体中相比，仍处于相对较低水平，但未来我国人口老龄化进程将十分迅速。根据联合国预测，2030 年中国 60 岁及以上老年人占比将达到23.8%，65岁及以上老年人占比将达到16.2%，高于发达国家目前的水平，2050年将超过发达国家[1]。根据国际上的实践经验和理论研究来看，老龄化社会的投资率相对年轻化社会处于更低水平。因此，可以预见未来相当长时间我国会同时存在老龄化和少子化现象，我国人口老龄化程度以较快速度加剧。而人口老龄化结构会通过储蓄、消费、生产的微观经济行为影响到就业、产业结构、国际贸易、通货膨胀、汇率、生产成本等宏观经济发展指标。上述的宏观经济指标又是FDI做区位选择所考虑的重要因素，因此积极采取相关措施去缓解我国日益加剧的人口老龄化现象，对于利用外资是能起到正面影响的。

[1] 高海燕，王善君，吕晓．人口老龄化的宏观经济影响及启示[J]．保险研究，2015，(4)：93-97 .

[2] 包迪楠．我国人口年龄结构的变化对我国利用外商直接投资的影响[D]．大连：东北财经大学，2013.

[3] 袁志刚，宋铮．人口年龄结构、养老保险制度与最优储蓄率[J]．经济研究，2000，(11)：24-32.

[4] Ma G，Yi W．China's high saving rate：myth and reality[J]．International Economics，2010，122：5-39.

[5] 董丽霞，赵文哲．人口结构与储蓄率：基于内生人口结构的研究 [J]．金融研究，2011，(3)：1-14.

[6] 徐升艳，赵刚，夏海勇．人口抚养比对国民储蓄的长期动态影响研究[J]．人口与经济，2013，(3)：3-8.

[7] 刘铠豪 ，刘渝琳．破解中国高储蓄率之谜——来自人口年龄结构变化的解释[J]．人口与经济，2015，(3)：43-56.

[8] 郑基超，倪泽强，刘晴．人口结构对储蓄率的影响——基于分省面板数据的分析[J]．上海金融，2015,(3)：20-25.

(责任编辑：刘学伟)

10.3969/j.issn.1009-2080.2017.02.018

2017-01-12

陈亚红(1982-),女， 重庆万州人，仰恩大学经济学院讲师,硕士。

C924.24

A

1009-2080(2017)02-0081-06