人口老龄化趋势分析范文1
一、我市人口发展趋势及人口老龄化现状、特征
（一）我市人口老龄化现状
自上世纪70年代中期，我国推行计划生育以来，我市大力推进计划生育工作的开展，控制人口数量，提高人口素质，有效的抑制了人口的快速增长，大幅度降低了人口出生率。人口再生产由原来的高出生、低死亡、高增长，向低出生、低死亡、低增长转变，人口年龄结构发生了较大改变，老龄化进程加快。
改革开放以来，我市经济持续快速增长，各项社会事业全面进步，同时，人口老龄化现象也相应出现。1990年第四次人口普查时，我市65岁以上的人口有29446人，人口老龄化系数达到3.76%，远低于国际上常用的人口老龄化标准7%。 2000年第五次人口普查时，全市65岁以上人口47315人，比1990年增加了17869人，增长60.68%，老年人口系数为5.86%，低于国际上常用的人口老龄化标准7%。2010年第六次人口普查时，全市65岁以上人口78141人，比2000年增加了32407人，增长65.15%，老年人口系数为9.36%。高于国际上常用的人口老龄化标准7%。
第六次人口普查数据显示：我市0-14岁人口所占比重从2000年第五次人口普查的24.15%降至13.07%，与此同时，65岁及以上人口占比由5.86%上升至9.36%。2010年我市年龄中位数为38.47岁，与2000年相比增加了7.47岁。老少比为71.62%，10年增加47.38个百分点，年龄中位数和老少比都处于全省高位。
从我市老年人口家庭户情况来看，家庭有一个65岁及以上老年人的户占66.88%，其中单身老人户占14.66%；有两个65岁及以上老年人的户占32.88%，其中只有一对老夫妇的家庭户占14.94%，老年人口空巢化成为了伴随人口老龄化的又一重要特点。
年龄中位数增加、老年人口比例上升、少儿人口比例下降、老少比增长，人口年龄结构的四项指标表明我市已处于典型的人口老龄化社会。同时从人口发展的再生产类型来看，人口发展从弱减少型迈向强减少型。综上所述，我市在人口发展自然规模逐步缩小的同时人口老龄化速度继续加快并伴有高龄化，空巢化。
（二）我市人口老龄化的特征
1、老年人口增长快。2000年我市65岁及以上人口45734人，2010年，我市65岁及以上人口78141人，10年增加32407人，增长70.86%，年均增长7.09%，远快于全市常住人口0.32%的增长速度。老年人口中，80岁及以上的高龄老人多，且增长快， 2010年我市高龄老人9503人，与2000年相比，增长121.3%。
2、老龄化程度高。1990年到2000年这十年，全国65岁以上人口占常住人口的比重增加了1.39个百分点，全省增加了0.78个百分点，我市增加了2.1个百分点。2000年到2010年这十年，全国65岁及以上人口所占比重增加了1.91个百分点，全省增加2.6个百分点，我市却增加了3.5个百分点。在全省11个地市中，我市老龄化程度处于第二位，仅次于汉中市。
3、老龄化程度超前于经济发展。从目前我市的情况来看，2010年，我市老龄化程度达到9.36%，而按照当年的常住人口计算，我市人均GDP仅为22317元。在发达国家和地区，当本地65岁及以上老年人口占总人口比重达到7%时，他们的人均国内生产总值一般已达到5000美元，约合人民币31716元。由此来看，目前我市老龄化程度是超前于经济社会发展水平的。
二、我市人口老龄化发展趋势预测
2011年至2013年人口抽样调查数据显示：我市每年增加的65岁及以上老年人口大都在4000人以上。预计到2015年，我市65岁以上老年人口将接近10万，约占总人口的11%以上；2015年后，老年人增加的趋势更明显，每年增加的老年人口在7000人以上；到2019年，65岁以上老年人口总量将超过12万，约占总人口的14%以上，超过14%的老龄社会标准。
2010年我市常住人口中55-64岁年龄段常住人口有85693人，死亡人口591人。即今后十年平均每年有8000以上的人新进入老年人口的队伍，除去每年死亡老年人口，每年增加的老年人口不容小视。
三、采取有效措施，积极应对人口老龄化带来的挑战
（一）实施积极的老龄化战略，增加积累，开发老龄产业
结合我市实际，既充分考虑到老年人的现实需要以及经济承受力、消费行为和消费观念等方面的因素。我市的老龄产业发展重点在两大领域。一是在提供服务方面，包括生活照料服务、护理服务、医疗康复服务等养老服务业，应当是近期优先发展的重点领域。二是在提品方面，除了强调价廉物美、方便实用之外，重要的是生产符合老年人特点的产品。借助我市中医药文化的独特优势和资源型城市转型的有利契机，积极研制开发满足老年人的医药品牌，引进具有一定规模的制药企业在铜川投资建厂。
（二）实施特色的老龄化战略，改革和完善老年社会保障制度
通过落实“两个加快”，让老年人真正“老有所保”。首先是加快扩大养老保险的覆盖面。在财力许可的情况下，尽可能实施广覆盖，逐步扩大老年社会保障范围，让更多的老年人口特别是农村老年人口享有一定份额的养老金，使他们的经济生活有可靠的社会保障。其次是加快我市社会养老服务的规范化步伐。有关部门应该根据养老机构的资质等级和照料护理难度等相关因素，制定相应完整规范的制度和文件，加强对养老服务机构的监督，以确保双方的合法权益。
人口老龄化趋势分析范文2
关键词：人口老龄化；日本；出口比较优势；RCA指数；误差修正模型
中图分类号：F43/47 文献标识码：A 文章编号： 1004-2458（2013）03-0034-06
随着人口出生率的快速下降和预期寿命的不断延长，日本人口老龄化问题愈加严重。根据世界银行WDI（World Development Indicators）数据库的调查显示，2011年日本65岁及以上年龄人口占到总人口的23.39%，是世界上人口老龄化最为严重地国家。人口老龄化能够通过影响日本的劳动力供给、劳动力年龄分布、消费和人力资本积累对制造业出口比较优势发挥作用[1]。文章在对日本人口老龄化和制造业出口比较优势变动情况分析的基础上，建立误差修正模型对二者的长期关系进行了实证检验，探讨人口老龄化是否削弱了日本制造业出口比较优势，从而为分析中国人口老龄化对出口比较优势的影响提供借鉴和启示。
随着经济社会的发展和计划生育政策实施效果的显现，中国已于2000年进入老龄化社会，而且根据《中国人口老龄化发展趋势预测研究报告》认为，至2020年中国老年人口将达到2.48亿，老龄化率将达到17.17%，至2050年老年人口将超过4亿，老龄化比率将达到30%以上。可见，在不久的将来中国将要面临严重地老龄化形势。伴随着老龄化而来的是劳动供给的减少和雇佣成本的上升，这对中国过去依靠丰富的劳动力资源和较低的人口老龄化比率发展出口贸易的经济发展模式带来了巨大地冲击[2]。凡事预则立，不预则废。认清人口老龄化对出口比较优势的影响，对中国这种依赖充裕的劳动力禀赋实行出口导向型经济发展战略的发展中大国产业结构调整来说，具有重要的意义。日本作为世界上人口老龄化最为严重地国家，与中国一样同属于东亚地区，二者在经济社会的很多方面都存在共性，为我们研究人口老龄化的影响提供了很好的借鉴和参考。
一、日本人口老龄化现状及其对劳动力市场影响
（一）日本人口老龄化现状及成因
图1是日本1960年—2011年人口老龄化变动趋势图，人口老龄化程度用65岁及以上年龄人口在总人口中比重衡量（下同）。1960年日本老年人口在总人口中比重占5.73%，10年之后，该比重超过了7%，日本进入到老龄化社会，之后老龄化程度继续加剧，至2005年日本已经成为世界上人口老龄化程度最高的国家，并维持至今。值得注意的是，进入到20世纪90年代之后，日本老龄化速度明显加快，年均增长率从之前的2.36%增加到3.10%，远高于同期0.17%的年均人口增长率。
图1 1960年—2011年日本人口老龄化变动趋势图
数据来源：世界银行WDI数 据库。
形成日本人口老龄化的原因主要有两个：一是人口出生率低。随着日本经济的高速发展，人们生育意愿下降，出生率从1960年的17.3‰下降到2010年的8.5‰，下降了超过一半，直接后果就是0～14岁少儿人口比重下降，老年人口比重上升；二是人均预期寿命延长。科学技术的发展、医疗卫生水平的提高以及食物的极大丰富，使日本人均预期寿命从1960年的67.67岁增加到2010年的82.93岁，平均寿命的延长使日本社会老年人口增加[3]。
图2 1960年—2010年日本人口出生率变动趋势图
数据来源：世界银行WDI（World Development Indicators）数据库。
（二）日本人口老龄化对劳动力市场的影响
1.劳动力供给不足
由于人口出生率持续下降，日本社会同时面临着“少儿化”与“老龄化”两种现象。少儿人口作为潜在的劳动力供给人口，比率过低会减少劳动力供给数量，引起劳动力短缺[4]。从劳动力总量上看，1960年日本劳动力数量为4511万，之后呈上升趋势，至1998年达到顶峰6793万，之后呈下降趋势，至2011年劳动力总量仅为6261万人，具体见图3。作为生产投入的重要因素，劳动力数量减少不利于企业扩大生产规模和增加投资，不利于规模经济的发挥，必然会降低日本制造业在国际市场上的出口比较优势。
图3 1960—2011年日本劳动力数量变动趋势图
数据来源：OECD劳动力统计数据库。
2.劳动力老龄化
人口老龄化不仅使劳动力供给数量减少，也使劳动力内部结构趋于老化。根据国际劳工组织定义，45岁及以上年龄劳动力为大龄劳动力。图4是日本劳动力年龄结构分布图，2011年日本老龄劳动力在全部劳动力中所占比重为48.47%，远高于1968年的29.84%，且45～49岁、50～54岁、55～59岁、60～64岁、65岁及以上等各年龄段劳动力分布比重，均比1968年显著提高，劳动力老龄化问题凸显。由于劳动力直接与生产挂钩，老龄劳动力分布比重高将限制行业生产率的提升和创新活动的开展。劳动人口内部结构老化会给生产带来3个方面的消极影响：一是劳动生产率随年龄增长而减退；二是劳动力老化使劳动力流动性减弱，职业变动少，不利于新技术革命；三是大龄劳动力由于身体素质下降、智力衰退，往往创新性不足，难以胜任行业竞争需求[5] 。这些不利影响会限制日本制造业国际竞争力的开展。
图4 1968—2011年日本劳动力年龄分布结构图
数据来源：OECD劳动力统计数据库。
3.劳动生产率增长放缓
日本人口老龄化程度高，政府在医疗、卫生安全和社会保障方面的支出也相对较高，而在教育、科技和文化事业方面的支出就会相应减少，不利于人力资本的积累和劳动效率的提高[6]。同时，人口老龄化程度高，也意味着老年抚育比高，个体劳动者的抚养负担加重，没法将收入更多的用于人力资本投资和职业技能培训上，这些都对社会平均劳动效率的提高不利。70年代日本劳动生产率年均增长率为4.39%，80年代为3.70%，90年代为2.40%，进入20世纪之后进一步降低到1.75%。劳动生产率增长放缓不利于企业创新活动的开展和技术水平的提高，将限制日本制造业出口比较优势的发挥。
图5 1971年—2011年日本劳动生产率年均增长率
数据来源：OECD生产率统计数据库。
二、日本制造业出口比较优势现状及变动趋势
在对日本人口老龄化现状进行分析后，本部分将利用3种出口比较优势指数分析日本制造业出口比较优势的现状及变动趋势。
（一）出口比较优势指标度量
1.显示性比较优势指数（RCA）
显示性比较优势指数是Balassa提出来衡量一国出口行业在国际市场上竞争力的指数[7]。具体计算公式为：
（1）
其中，Xmt表示t年日本制造业的出口额，Xt表示t年日本总出口额，Xmwt代表t年全世界制造业出口额，Xwt表示t年全世界总出口额。RCA指数实际上是指日本制造业出口在全部出口产品中的比重与全世界制造业在全部出口产品中的比重之比。该指数大于1，说明日本制造业出口比重大于世界的平均出口比重，日本制造业具有比较优势。指数小于1，说明日本制造业具有比较劣势。
2.Michaely指数（MI）
由于显示性比较优势指数并没有考虑进口的作用，尤其是在进口规模较大时很容易导致计算偏差，因此我们利用Michaely指数和净出口率指数同时考虑进口和出口因素。Michaely指数具体计算公式为：
（2）
其中，Mmt和Mt分别表示t年日本制造业的进口额和总进口额。MI指数是指日本制造业在全部出口产品中的比重减去制造业在全部进口产品中的比重。指数变动幅度为[-1，1]，越接近于1表示越具有比较优势，越接近于-1表示越具有比较劣势。
3.净出口率指数（NEX）
净出口率指数也称为贸易竞争力指数，具体计算公式为：
（3）
NEX指数是指制造业的净出口差额占制造业进出口贸易总额的比重。与MI指数类似，指数变动幅度为[-1，1]，指数为1时说明该行业只出口不进口，具有较高的比较优势，指数为-1时说明该行业只进口不出口，贸易竞争力较弱。NEX指数与MI指数不同在于，NEX指数衡量日本制造业的净出口能力，而MI指数衡量日本制造业进出口在全国的相对位置。
（二）出口比较优势变动情况
表1给出了日本制造业1962年—2011年3种出口比较优势指数计算结果。首先，从RCA指数来看，在样本期内，日本制造业的显示性比较优势指数都大于1，日本制造业具有较强的国际竞争力。日本制造业约占日本GDP的20%、就业的20%、研发的90%、出口贸易的90%。尤其是电气机械、运输机械和信息通信机械制造业，在国际市场上比较优势最为明显，在1998年—2008年间3个行业年均增长率分别达到了9.9%、3.8%和29.6%[8]。但随着日本人口老龄化程度加剧，老龄劳动力占比增加，行业的技术创新活动受到影响，制造业劳动生产率增长开始放缓，日本制造业的显示性比较优势呈下降趋势。1962年日本制造业的RCA指数为1.47，而到了2011年该指数只有1.29，可见，日本制造业在全球的竞争力呈下行态势。其次，从MI指数来看，该指数也大于0，说明在考虑进口因素后，日本制造业在国际市场上仍然具有出口比较优势，与RCA指数相同的是，MI指数也呈下降趋势，尤其是在20世纪70年代日本进入老龄化社会之后，下降趋势尤为明显。最后，从NEX指数来看，均值和变化趋势与MI指数结果基本一致，说明日本确实在制造业具有出口比较优势，但该比较优势呈下降趋势。
三、实证结果分析
在对日本人口老龄化和出口比较优势现状进行描述后，本部分我们将通过建立误差修正模型（ECM）对二者的长期和短期关系进行实证检验，考察人口老龄化是否削弱了日本制造业的出口比较优势。
（一）单位根检验
由图1 我们可以看到，日本人口老龄化在进入20世纪90年代之后速度明显加快，是一个存在结构突变的时间序列。对结构突变的时间序列进行单位根检验，既要确定是否是单位根过程又要确定时间突变点，而且其分布也不再服从DF分布，需要对照着突变点发生的位置，查麦金农临界值表。因此，存在结构突变的单位根过程，研究过程复杂性大大提高[9]。
从人口老龄化序列变化趋势来看，这可能是一个含有均值和斜率双突变的单位根过程，我们将结构突变点定为1990年。在模型中加入阶跃式虚拟变量DL和渐进式虚拟变量DT对这种变化进行描述，得估计结果如下：
因为-5.44
因为人口老龄化序列存在结构突变，所以其单位根检验过程比较复杂，而对于不存在结构突变的3种出口比较优势序列来说，过程相对简单，可以直接用ADF检验式进行检验，具体结果见表2。可知，3种出口比较优势序列的水平值接受了单位根原假设，是非平稳时间序列，但其一阶差分值在1%水平上拒绝了单位根原假设，其一阶差分序列是平稳过程。所以，3种出口比较优势序列与人口老龄化序列一样，都是I（1）序列。变量的单积次数相同，可以继续进行协整检验，分别考察人口老龄化对3种出口比较优势的长期影响。
（二）协整检验
1.协整回归
我们利用EG两步法来检验变量之间的协整关系，首先用人口老龄化变量分别对3种出口比较优势变量作OLS回归，具体结果见表3。可见，人口老龄化变量的回归系数都显著为负，说明人口老龄化加剧在长期对日本出口比较优势不利。人口老龄化变量每增加1个单位，日本制造业的RCA指数在长期将下降0.0192个单位、MI指数将下降0.0263个单位、NEX指数将下降0.0236个单位。下面，继续通过检验误差项的平稳性检验人口老龄化和3种出口比较优势变量是否存在协整关系。3个方程的AEG统计量分别是-3.87、-3.92和-3.58，查麦金农临界值表，协整检验临界值为：
C0.05=-3.3377-5.967/50-8.98/502=-3.46 （10）
AEG统计量小于麦金农临界值，说明人口老龄化变量和出口比较优势变量存在协整关系，协整向量分别是（1 0.0192）'、（1 0.0263）'和（1 0.0236）'。尽管人口老龄化变量和出口比较优势变量是一次非平稳的，但它们之间的特定线形组合却是平稳的。
2.误差修正模型
非平稳变量的非均衡误差是平稳的，说明变量存在协整关系。根据格兰杰定理，如果非平稳变量存在协整关系，则变量必有误差修正模型表达式存在。利用OLS回归中的非均衡误差（ t）作为误差修正项（ECMt）估计误差修正模型，具体结果见表4。可见，误差修正项系数为负，并且在1%水平上显著，说明当日本的人口老龄化变量和3种出口比较优势变量偏离均衡状态时，该经济系统在短期将分别以这种偏离的0.0507、0.0531和0.2503倍强度在下一期朝着均衡点调整。可见，人口老龄化加剧对3种出口比较优势的短期影响要大于对它们的长期影响，在短期人口老龄化对出口比较优势更加不利。
四、结论及启示
（一）基本结论
文章首先介绍了日本人口老龄化现状及其对日本劳动力市场的影响，其次介绍了日本制造业出口比较优势的发展趋势，最后建立误差修正模型对二者关系进行了实证检验，得到以下结论：
（1）日本自20世纪70年代进入老龄化社会之后，老龄化程度明显加快，目前已经成为世界上老龄化程度最高的国家。战后，随着日本经济的高速发展，人们生育意愿下降，而且科学技术的发展、医疗卫生水平的提高以及物质极大丰富也使人均预期寿命极大地延长，这些因素都加剧了日本人口老龄化的程度。
（2）人口老龄化对日本劳动力市场带来了巨大地冲击。主要体现在3个方面，一是“老龄化”和“少子化”并存使日本有效劳动供给不足，引起劳动力短缺，1998年之后日本劳动力总量开始呈下降趋势；二是人口老龄化使就业大军中高效率的青壮年劳动力占比下降，老龄劳动力占比上升，影响了行业的创新性和流动性；三是人口老龄化限制了劳动生产率的提升，使劳动生产率增长放缓。这些影响都对制造业的生产和出口不利。
（3）虽然日本制造业在国际市场上具有出口比较优势，但该比较优势呈现下降趋势。无论是只考虑出口的RCA指数还是既考虑出口又考虑进口的MI指数和NEX指数来衡量出口比较优势，日本制造业都表现出了较强的国际竞争力，但随着日本进入老龄化社会，日本制造业的出口比较优势开始下降。
（4）单位根检验发现，日本人口老龄化序列存在结构突变。1990年之前日本人口老龄化程度平均每年增加0.2084个百分点，而在1990年之后，人口老龄化程度平均每年增加0.5456个百分点。而且日本人口老龄化程度每增加1个百分点，日本制造业的RCA指数在长期将下降0.0192个单位、MI指数将下降0.0263个单位、NEX指数将下降0.0236个单位。说明人口老龄化加剧对日本制造业出口比较优势不利，这一结果对于不同的出口比较优势衡量指标来说都是稳健的。
（二）对中国启示
1.中国人口老龄化现状
与日本不同，中国在较长的时间里都维持着较低的人口老龄化程度。1960年中国65岁及以上人口在总人口中的比重只有4.00%，远低于同期日本5.73%和世界平均5.08%的水平，直到1986年中国的人口老龄化程度才达到5.74%，与日本1960年的人口老龄化程度持平。但中国年均1.46%的人口老龄化增长速度明显快于世界平均水平。见图6。1998年中国的人口老龄化程度超过世界平均水平，2000年超过7%，进入老龄化社会。
虽然说从程度上和速度上中国的人口老龄化趋势都要慢于日本，但不可忽视的是，与世界平均水平相比，中国的人口老龄化程度在加快。而且随着计划生育政策实施效果的显现和人均预期寿命的延长，中国的人口老龄化趋势将大大提速。《中国人口老龄化发展趋势预测研究报告》认为，至2050年中国老年人口将达到4亿，老龄化比率将达到30%以上。
图6 1960年—2011年中国和世界平均人口老龄化变动趋势图
数据来源：世界银行WDI数据库。
2.人口老龄化对中国出口比较优势的影响
中国作为劳动力丰富、人口老龄化程度低的发展中大国，在比较优势和要素禀赋贸易理论的指导下，在过去三十年中依靠劳动密集型商品出口取得了巨大的成功，但随着人口老龄化程度的逐步提高，这种发展模式已经难以为继，尤其是最近几年，劳动密集型企业有向低老龄化的东南亚和南亚国家转移的趋势。尽管中国目前可能并没有达到“刘易斯拐点”，但人口老龄化加剧必然会促使“刘易斯拐点”提前到来，这对中国过去依靠丰富的农村劳动力和较低的人口老龄化比率出口劳动密集型商品的贸易发展模式带来了巨大地冲击。一方面，人口老龄化导致高效率的青壮年劳动力供给不足，另一方面，为了吸引更多的年轻劳动力进入城市工作，工资面临着较强的上升压力。
在当前的人口年龄阶段下，维持中国制造业出口比较优势要做到几下几点：（1），打破户籍制度，增加劳动力的流动性，让更多的年轻劳动力从农村转移到城市，降低大龄劳动力分布比重；（2），稳定房价，加快城市化进程，吸引年轻劳动力在城市安家落户；（3），提高劳动力的受教育水平，增加职业培训，通过人力资本积累提高劳动效率，抵消人口老龄化的不利影响。
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人口老龄化趋势分析范文3
【摘要】在当下新兴经济体盛行的时代，人口老龄化的趋势越来越明显，人口老龄化也会影响货币政效力。根据有关研究可知，人口老龄化能够削弱货币政策的效力，而且其对社会的影响也是极不对称的。随着社会的发展，人口老龄化对于货币政策效力的影响也将愈来愈明显。针对新兴经济体来说，想要得到发展就必须要采取多样的货币政策来改变人口老龄化给社会所带来的影响。
【关键词】人口老龄化；货币政策效力；新兴经济体
一、引言
全球很多国家的人口结构都开始呈现人口老龄化的趋势。人口老龄化是当下全球人口结构所面临的一个巨大的挑战。老龄化的产生严重影响了国家的经济发展。中国当下面临着人口老龄化的挑战，并且中国的人口老龄化的趋势也越来越明显，处于中坚力量的年轻人开始变得不堪重负。中国目前正处于一种新兴经济体中：发展速度较快；劳动力正在增长；资源储量十分丰富；国内的发展势态稳定，相关政策创设出了较为自由的经济发展环境；同时消费力也正在增长，外部资金动向也在朝中国发展。新兴经济体国家要采取多种经济政策来消除人口老龄化带给经济的影响，我们对其进行了简单的研究。
二、人口老龄化的现状
人口老龄化是指社会人口中的年轻人的比例减少老年人的比例增多的一个社会现象[1]。在当下，很多国家都相继出现了人口老龄化的现象，当然也包括了我们中国。根据相关研究的数据我们可以清楚的了解到，中国的人口老龄化呈现出一个向上增长的趋势，并且根据已有数据可知中国目前已经进入了老年型的社会。新中国成立后，由于战争使得人口锐减，在国家的大力宣传下人口得到了激增，而这时我们看到人口剧增所导致的许多问题，在这时，我国施行了计划生育，有效的遏制住人了口的增长，但如今由于人口结构呈现老龄化趋势，为了我国未来的发展，我国放开了二胎政策。虽然这无法立刻将我国老龄化的趋势进行有效的扼制，但是这是为国家的未来投资。当下，年轻人的压力越来越大，一对夫妻不仅要赡养四个老人，还要抚养两个孩子，这会使得青年人出现很多心理问题，社会要重点关注这一群体，为我国顺利度过老龄化而不断努力。当下，整个社会由于人口老龄化的原因经济也受到了一定的影响，中国尽管处于新兴经济体的行列中，但是以后是否会因为人口老龄化而影响到经济的发展也是未知的。当下，只有运用多种方法来发展经济，才能在一定程度上消除人口老龄化对国家经济的影响。
三、人口老龄化对货币政策效力的影响
根据有关方面的研究，人口老龄化能够削弱货币政策效力，且会影响整个国家经济的发展。所以国家在应对老龄化影响经济问题时，不应仅局限与扩张性的货币政策，应该发展多种途径来减少人口老龄化对货币政策效力的影响。只有这样国家才能够更好的应对人口老龄化。国家可以采取经济上对于货币政策上的宏观调控，同时对于市场的发展给予大力支持。大力的发展经济，从各个方面来减少人口老龄化对经济的影响。中国人口老龄化越加明显，需要国家的高度重视。在改变当下境况时，我国不能照搬别国的方法，因为每个国家都有其差异，根据不同的货币政策，需要根据本国的实际情况来改变当下所处的窘境。新兴经济推动了世界经济的发展。每一个新兴经济体国家必须在控制人口老龄化问题的同时保证自身的发展。尽管老龄化对于社会、经济各方面都存在着影响，若要使其继续的健康发展对于人口结构有着一定的要求。包括中国在内的新兴经济体正在逐步的进入人口老龄化社会，新兴经济体很有可能面临着未富先变老的境况。新兴经济体虽然发展速度快，但会因为老龄化造成经济回冷的现象，目前美联储QE缩减，西方国家发展上升等因素都会对包括中国在内的新兴经济体造成影响。通过调整货币政策，经济发展的态势得到了有效调控，如何规避老龄化对货币政策的影响，从而适应新兴经济体发展，是一项重要的工作。
四、基于新兴经济体的实证分析
根据网络数据模型分析，从中我们可以发现，人口老龄化会影响市场对货币的需求。根据相关发达国家的数据，政策对通货膨胀率的调控效果会被人口年龄的结构所影响。有关学者发现了随着人口老龄化的不断加剧，使得发展中国家的通货膨胀以及失业率的可替代性都在不断的降低之中，这很有可能影响到中央银行货币政策的目标。同时人口老龄化对于货币的供应量、财政赤字方面等都存在着显著的影响。货币政策传导影响着货币政策的有效性。货币政策的传导机制就是中央银行使用一些货币政策的需要工具以最终改变政策目标得以有所改变。所以，在货币政策传导的方面，货币政策使用的一般做法是采取构建目标或者构建模型从而对于中介变量冲击的脉冲的响应值，通过该种方法来形成对货币政策效力的一个度量。但是，传统的模型因为参数不会有所改变，没有办法捕捉到冲击效果的变化，这一方面不适合进行人口年龄结构方面的联系。近期发现的时变向量自回归模型能够很好的解决了这一问题。根据有关数据我们可知，发现了人口老龄化上升了1.2%其通货膨胀的效应就会下降0.9%，并且这一结果仅适应于发达国家，在剔除发展中国家的样本后显著性明显。根据以上的实证分析，在新兴市场下在货币目标政策上以及中介变量上的特征来说。发达国家货币政策对于利率更加关注，利用货币政策来稳定当下的基本物价，调整汇率的波动。但是在新兴经济体下，其重要的目标就是国家经济上的增长，并且汇率的波动情况趋于平稳的趋势。所以在选择货币政策或者在选择中介目标时，需要对于利率、货币的供应量以及汇率都要进行相关的考虑分析。这些都是新兴经济体与发达国家间存在的差异。
五、结束语
总之，在人口老龄化影响下，包括中国的新兴经济体需要通过多方面的努力来改变当下的人口老龄化对于货币政策效力的削弱问题。使得扩张性货币政策能够发挥起作用，使得社会的经济不会因为老龄化的原因而停滞不前甚至是下滑。对于当下的问题要从多个方面寻找解决问题的办法，不能总局限于一处。人口老龄化是全社会所面临的一个巨大挑战，需要各行各业的人们共同来努力，加快社区老年服务建设、发展公共养老福利设施、健全老年人社会保障制度以及积极发展老龄产业都将为解决人口老龄化问题做贡献。
参考文献
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人口老龄化趋势分析范文4
关键词：城镇人口老龄化；国内旅游消费；VAR模型；脉冲响应分析；方差分解
中图分类号：F5903文献标识码：A文章编号：1001-148X（2017）01-0165-05
人口的消费需求在很大程度上取决于其收入水平，但在收入水平一定的情况下，人口结构的变化在一定程度上影响总消费需求。由于平均预期寿命的提高以及生育率的持续下降，我国老年人口消费增加的速度将快于人口增长速度[1]，老年人旅游消费需求正在向高层次、高质量、个性化、多元化的方向发展，旅游已经成为老年人提升生活质量的重要消费方式。无论基于人口效应还是消费效应，城镇人口老龄化对国内旅游消费都存在影响，本文试图通过实证来验证并预测这种影响效应，并采用VAR模型分析城镇人口老龄化对国内旅游消费的当期和未来的影响。
一、研究方法与数据来源
（一）研究方法
非结构建模的向量自回归（VAR）模型采用多方程联立的形式，内生变量在模型的每一个方程中对模型的全部内生变量的滞后值进行回归，将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型，进而估计全部内生变量的动态关系。因此，VAR模型能提供丰富的结构，可以捕捉到数据的特征，在预测方面比传统的结构模型更准确，可为动态地研究变量之间的关系提供很好的思路。VAR模型的一般数学表达式为：
Yt=α+∑pi=1AiYt-i+∑rj=1BjXt-j+εt（1）
其中，Yt是n维内生变量向量；Xt是m维外生变量向量；p和r分别为内生变量和外生变量的滞后阶数，一般可根据AIC、SC准则和LR检验来确定；Ai（i=1，2，…，p）和Bj（j=1，2，…，r）分别为待估计的参数矩阵；εt为随机扰动向量，且满足cov（εt，εs）=0（t≠s）。
（二）变量与数据说明
旅游花费和游客人次既是衡量旅游消费的重要指标，也是旅游统计的重点统计内容。本文采用国内旅游总花费（TH）（已通过旅游消费价格指数换算为实际值，上年=100）和国内游客人次（TC）来衡量国内旅游消费水平，用65岁及以上城镇老年人口占城镇总人口的比重（PO）作为衡量城镇人口老龄化水平的变量（该变量依据全国65岁及以上人口数量、城镇总人口、城镇人口比重换算得出），数据来自《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》，样本均取自1994-2013年年度数据。考虑到对时间序列数据取对数后减少数据波动和异方差的存在，本文在实际分析时采用各变量的对数值，分别用LTH、LTC、LPO表示自然对数的国内旅游总花费、自然对数的国内游客人次、自然对数的城镇人口老龄化水平。
二、实证分析
（一）变量的平稳性检验
变量的平稳性是VAR模型估计的基础，构建无约束的VAR模型的前提条件是变量为平稳的时间序列。本文运用Stata120软件分别对序列LTH、LTC、LPO采用ADF单位根检验法来检验时间序列数据的平稳水平，结果如表1所示：LTH、LTC、LPO时间序列在5%的显著水平上均是非平稳序列；对其进行一阶差分后进行ADF检验，结果表明这三个序列在5%的显著水平上，序列是平稳的。因此，可以判断这三个序列均是一阶单整I（1），可以建立VAR模型[2]。
进一步对建立的VAR模型进行稳定性检验，所设定的VAR模型所有根模的倒数都小于1，即位于单位圆内，说明VAR模型稳定且整体拟合度较高，保证了脉冲响应分析的有效性。经检验残差序列无自相关，并经White异方差检验显示不存在异方差，且服从正态分布，结果表明VAR模型具有有效性，可以进一步进行脉冲响应分析[3]。
（三）脉冲响应分析
为了研究城镇人口老龄化对旅游消费水平的动态影响关系，需要在已建立的VAR模型的基础上利用脉冲响应函数来分析两者之间的冲击影响程度。脉冲响应函数是用时间序列模型来分析影响关系的一种思路，用于衡量来自新息的一个标准差冲击对变量当前和未来的影响轨迹，并通过VAR模型的动态结构传导给其他所有内生变量，能够比较直观的刻画出变量之间的动态交互作用及其效应。本文采用Cholesky分解方法，利用已建立的VAR模型，分别给LTH、LTC一个标准差冲击，得到正交化的脉冲响应函数，将冲击响应期设为20期，考虑在未来20期裙内旅游总花费和国内游客人次分别对城镇人口老龄化水平的动态响应轨迹。响应结果如图1、图2所示。在图1中，横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示国内旅游总花费对城镇人口老龄化的响应程度，实线表示脉冲响应函数，阴影表示正负两倍标准差偏离带。在图2中，横轴表示同图1，纵轴表示国内游客人次对城镇人口老龄化的响应程度，实线表示脉冲响应函数，阴影表示正负两倍标准差偏离带。
首先，分析国内旅游总花费对城镇人口老龄化的响应情况和响应路径。由图1可以看出国内旅游总花费对城镇人口老龄化的一个标准差新息的冲击不管是在短期还是长期都有正向响应，短期冲击明显，未来长期趋于稳步提高。具体的响应轨迹是：随着城镇人口老龄化的提高在开始阶段就对国内旅游总花费产生了正向的冲击，城镇人口老龄化提高1个百分点，国内旅游总花费大约上升0029个百分点。此后冲击力度逐年稳步增强，对国内旅游总花费的增长保持持续的正向拉动效应，这种拉动效应比较稳定，而且正向效应持续的时间也更长。进一步观察追踪期期间的城镇人口老龄化对国内旅游总花费增长的累积效应[4]，可以看到在5年、10年和20年的累积效应影响分别为0162、0349和0805，这表明城镇人口老龄化提高一个百分点，将导致国内旅游总花费分别在5年、10年和20年累积提高0162、0349和0805个百分点。从以上的分析可以得到这样的结论：城镇人口老龄化的加速在整个考察期内对国内旅游总花费的增长有正向影响[5]，从未来长期看这种影响有稳定增长趋势。
其次，考察国内游客人次对城镇人口老龄化变量的标准差新息的响应情况和响应路径。从图2可以看出国内游客人次对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式与国内旅游总花费对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式上都趋于稳定的正向响应，但在脉冲响应的时间轨迹和冲击力度上存在差异。在第1年，国内游客人次对来自城镇人口老龄化的一个正冲击立即有正向影响，大小约为0017，也即城镇人口老龄化提高一个百分点，国内游客人次将提高0017个百分点，影响小于国内旅游总花费对城镇人口老龄化冲击的反应。此后冲击力度逐年稳步增强，对国内游客人次的增长保持持续的正向拉动效应，这种拉动效应比较稳定，而且正向效应持续的时间也更长。通过分析观察期的累积效应，发现城镇人口老龄化对于国内游客人次在5年、10年和20年的累积效应影响分别为 0140、0349和0954。这表明，城镇人口老龄化提高一个百分点，将导致国内游客人次分别在5年、10年和20年累积提高0140、0349和0954个百分点。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费的累积效应比较，城镇人口老龄化对国内游客人次的影响在前10年比较小，但从11年以后累积效应逐年比对国内旅游总花费的累积效应大，这说明城镇人口老龄化与国内游客人次之间存在显著的长期稳定的正向关系，但城镇人口老龄化和国内旅游总花费之间的长期关系并不显著。这说明未来伴随着人口老龄化比重的增加，国内游客人次将不断上升，而这种由人口老龄化所拉动的国内游客人次的上升却并没有给国内旅游总花费带来显著的影响。
（四）方差分解
下面利用预测方差分解技术来分析城镇人口老龄化对国内旅游消费水平的相对贡献率。与脉冲响应分析不同，预测误差方差分解技术可将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献。因此，方差分解给出的是每一随机新息对VAR模型影响的相对重要性。比较这个相对重要性新息随时间的变化，可以估计出该变量的作用时滞和相对效应的大小[6]。本文通过方差分解方法分析城镇人口老龄化对国内旅游消费水平的解释程度，方差分解结果见表3。对国内旅游总花费的方差分解结果表明国内旅游总花费的变动主要是受自身冲击的影响：在第1期达到9297%，随后有随时间下降的趋势，但下降幅度并不大，第20期也在76%左右。而来自城镇人口老龄化的冲击对国内旅游总花费变动的贡献率在第2期仅为703%，也即国内旅游总花费的预测方差的703%由城镇人口老龄化的变动来解释。这说明城镇人口老龄化的变动在初期对国内旅游总花费的影响并不显著，这种影响将随时间推移逐渐增大，在第20期达到2379%。由以上分析可以看出国内旅游总花费的变动主要由其自身的变动来解释，但城镇人口老龄化的变动对其变动存在一定的影响。
从表3可以看到城镇人口老龄化对国内游客人次波动的冲击（即对预测误差的贡献）开始不明显，第2期仅为568%，但此后逐年上升，第8期相对贡献率已达到5506%。这表明从未来长期趋势来看，城镇人口老龄化对国内游客人次变动的影响较大，从第18期开始对国内游客人次变动的解释已达到80%。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费变动影响相比较，其影响程度明显要大很多，这与前面的脉冲响应分析的结果相一致。
三、结论及启示
本文利用1994-2013年全国的时间序列数据，建立了城镇人口老龄化与国内旅游总花费和国内游客人次之间的VAR模型，利用脉冲响应分析和方差分解分析预测城镇人口老龄化与国内旅游消费的动态响应关系，主要研究结论总结如下：
第一，国内旅游总花费对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式与国内游客人次对于城镇人口老龄化增长的脉冲响应模式上都趋于稳定的正向响应，但在}冲响应的时间轨迹和冲击力度上存在差异。与城镇人口老龄化对国内旅游总花费的累积效应比较，城镇人口老龄化对国内游客人次的影响在未来10期比较小，但从11期以后累积效应逐年比对国内旅游总花费的累积效应大，这说明城镇人口老龄化与国内游客人次之间存在显著的长期稳定的正向关系，但城镇人口老龄化和国内旅游总花费之间的未来长期关系并不显著。
人口老龄化趋势分析范文5
关键词:人口老龄化;计划生育政策;人口结构;生育率
中图分类号:C923文献标识码:Adoi:10.3969/j.issn.1672-3309(x).2010.05.018文章编号:1672-3309(2010)05-0046-04
一、 引言
我国是一个人口大国,人口问题是影响经济健康发展的重要因素。1949年新中国成立以后的这段时间内,我国人口发展处于自发的和无计划的状态,出生率很高,加上医疗卫生事业的发展,人口死亡率显著下降,年平均人口自然增长率从1840～1949年的2.6‰猛增到1952年20‰,1953年中国进行了第一次人口普查,总人口已突破6亿大关。此后,多年居高不下的人口自然增长率,加上3年困难时期过后的补偿性生育(1963年全国人口出生率为43.3 ‰,人口自然增长率为33.33‰),1964年第二次人口普查提示总人口已超过7亿,截至1969年总人口已突破8亿大关。此后,为了减轻中国人口增长过快带来的经济社会压力,缓解尖锐的人口经济矛盾,中国陆续出台并完善了一系列计划生育来控制人口增长的政策:从1973年明确了“晚、稀、少”的方针,到1974年2月中共中央肯定按“晚、稀、少”要求结婚和生育的政策,再到80年代初期的“晚婚、晚育、少生、优生”,一直到由“少生”向“只生一孩”的转变,中国的人口增长得到了有效控制。据国家统计局报告显示,计划生育政策实施30多年来,中国少生4亿多人,在此期间,中国人口占世界人口的比重由1980年的22.2%下降到2007年的20.1%,中国人口年增长占世界人口年增长的比例从1982年的18.4%下降到2007年的10.3%。可以说,中国30多年的计划生育政策成效显著。
然而,计划生育政策在带来生育水平下降的同时,也过快地改变了中国的人口结构。老龄人口在总人口中的比重快速增加,中国提前进入老龄化社会。老龄工作委员会在京的《中国人口老龄化发展趋势预测研究报告》指出:21世纪的中国将是一个不可逆转的老龄社会,前20年将成为“快速老龄化”阶段,随后的30年为“加速老龄化”阶段,其后的50年则达到“稳定的重度老龄化”阶段。2051年,中国老年人口规模将达到4.37亿,即每10个人中就有3个是60岁及以上的老年人。
二、 文献回顾与述评
关于已经在中国实施了20多年的计划生育政策,学者各持己见。北京大学人口研究所教授穆光宗(2009)指出:独生子女家庭给个人和社会带来了“九大风险”,其中就包括独生子女政策下传统生育文化的改变最终威胁人口持续发展的风险;蒋英红(2007)提出:计划生育政策是我国提早进入老龄化社会的重要因素之一,是人口老龄化的催化剂,改善老龄化状况的直接方法就是放宽现有的计划生育政策;石齐平(2007)认为:一个社会人口老龄化,不仅大幅加重全社会的养老、医疗、保健负担,更会减缓整个社会的活力、积极性与创新能力。
也有学者指出,中国维持现有的生育政策仍有必要。例如,于学军、杨书章(2000)利用多区域分孩次递进人口发展模型对中国未来50年的人口发展趋势做了预测,并最终认为当前人口与计划生育工作重点不应是进一步降低生育水平,而是稳定在目前的生育水平。中国社科院李小平(2007)研究指出:从紧控制生育,进一步减少生育数量并早日转入减少人口总量的进程,而不是放宽生育政策,才是优化人口结构的真正出路。
上述研究,虽然考虑到了计划生育影响的社会各个方面,但其研究仍存在不足:第一,大多数学者对政策影响只注重于逻辑分析,而很少使用实证检验,其观点和结论缺乏实际数据的支撑。其中仅有于学军、杨书章(2000)根据计量模型和部分数据来得出结论,但作用仍十分有限。第二,在涉及到计划生育与人口结构的关系时,多数研究都没有事先说明计划生育政策对人口结构的具体影响程度。人口结构变迁,究竟有多大程度是由计划生育和经济发展所引起这一问题没有得到回答,然而这个问题与计划生育政策是否应当放开的判断紧密相关。此外,中国的人口老龄化程度、速度和趋势以及与经济发展的协调性在国际上处于何种水平这一问题也没有得到明确的回答。
基于上述问题,本文从关注我国人口结构的变化趋势以及与计划生育政策、经济发展的关联程度入手,预测未来的人口结构走向及对经济的影响,从而判断计划生育政策是否应当持续这一角度进行研究,对弥补人口结构和政策研究中的实证缺失意义较大。
三、 实证分析
(一)数据说明
按照国际惯例,我们假设将人口年龄分为0―14岁(少儿人口)、15―64岁(劳动人口)、65岁以上(老年人口)。对于国内,选取全国五次人口普查的人口年龄构成资料,和各省市(不包括重庆,1997年以前四川省的数据计算也不包括重庆市)历年来的人口年龄构成、人口出生率数据和经济发展水平数据作为样本,由于数据资料的限制,我们仅选取1995―2007年共13年的时间序列样本,之所以选取不同省市的资料,是基于各地区的经济发展水平、社会环境存在较大的差异性。对于国外,重点选取20―30个不同收入水平的国家和30个高收入国家在2008年的经济发展水平、人口年龄结构截面数据用作国际横向比较研究。
(二)1953年至今中国人口结构变动情况
1、全国性的人口结构变动
根据1953、1964、1982、1990、2000年五次人口普查资料及2007年人口数据,绘制了人口结构变动趋势图(如图1),以反映我国人口结构变动情况:
由图1可以看出,我国的总人口中0―14岁的少儿人口所占比重在1953―1964年增长6%之后呈直线下降趋势,到2007年仅占总人口的17.87%,而劳动人口自1964年以后比重持续上升到2007年的72.78%,这说明我国自1964年以来一直受益于“人口红利”效应。老年人口比重自1953年以来一直呈上升趋势,而且增长速度加快,2000年达到6.96%(接近临界水平7%),2007年已达到9.36%,接近了10%。
按照国际通用标准,如果一国或地区的人口中65岁以上老年人口数量的比重超过 7%,0―14岁少年儿童数量比重低于 30%,则认为该地区的人口已经进入了老龄化阶段。那么在前一标准下,中国从2000年左右就开始步入老龄化社会,2000年至今老龄化程度不断加深,于2007年末已经达到9.36%的水平;若从少儿人口看,我国自1990年(提前10年)即进入了老龄化阶段。这说明,人口老龄化将在未来给我国经济带来深远的影响。
2、各地区的老年人口比重变动情况
根据经济区域的发展,将全国(不包括重庆、台湾)分为东部沿海地区(12省)、中部内陆地区(9省)、西部边远地区(9省)三大区域,分别看1995―2007年的老年人口比重变动情况。
东部沿海地区:多数省份早在1999年以前老年人口比重即达到7%左右,进入老龄化社会,此后老龄化程度平稳上升。部分省份,如北京、江苏、浙江等自1995年更早步入老龄化阶段,并且老龄化速度较快,绝对水平也高于其他东部省份。
中部内陆地区:总体上老年人口比起点较低,但上升较快,多数省份于2003年比重达到7%,进入老龄化社会阶段,相比于东部地区平均而言滞后4年时间。
西部边远地区:老年人口比除陕西、四川外,其他省份老年人口比的绝对水平起点低,上升速度缓慢,大多于2007年左右才初步达到7%的水平,相比于东部地区滞后8年,比中部地区滞后4年,部分省份,如、宁夏、青海等地于2007年仍在7%以下,说明该地区的人口年龄结构为成年结构。
以上在全国实施一致的计划生育政策的背景下,根据经济区域划分的人口比重图初步说明,社会人口老龄化程度与经济水平存在一定程度的关联。
(三)人口老龄化与经济发展水平的国际比较
1、经济增长对人口老龄化影响的世界参考水平
在全世界共取30个高收入国家2007年的样本数据,包括人均实际GDP和65岁以上人口比重,将老年人口比和人均实际GDP(美元)分别设为变量Y和R,对其做回归,其回归结果为:
r=0.052+0.0055y(1)
(1)式说明世界各国经济增长对老年人口结构变动的弹性系数平均为0.0055=0.55%,处于中国各省市中的较低水平。
2、我国整体经济增长对人口老龄化影响水平
取中国1995―2007年老年人口比和人均GDP(美元计,2007年平均1美元=7.5215元/人民币)的数据,对其做检验,发现其真实人均GDP是2阶单整的,其老年人口比为1阶单整的,故对人均美元GDP的差分(DY)和老年人口比做回归,可以看出二者存在协整关系,得到
r=0.075+0.00024y (2)
(2)式说明中国经济增长对老年人口结构变动的平均弹性系数为0.00012=0.024%
四、未来人口结构变动预测分析
既然存在认为计划生育政策在未来会导致人口结构进一步老化、年轻人口比重下降的趋势,那么我们取2007年中国人口年龄结构数据,对从2007年算起10年后的人口结构做一个简单的趋势预测。
根据2007年的数据(以0.09%的抽样比数据为样本),其人口出生率为1.21%,死亡率为0.693%,净自然增长率为0.517%,在此基础上我们可以推算出:
(1)一年后新出生人口为14383人,假设每年的增长人口相同,大致可以估计出10年内新出生人口总计为143830人,即2017年的0―10岁年龄段的人口数;
(2)中国目前的人口平均寿命约为75岁左右,据此我们假设目前在60岁以下的人口在未来10年内不会有减少(排除非自然死亡的情况,即意外事故、疾病等),那么从10―19岁至50―59岁的年龄段各组人口数均向后推移,成为2017年相应下一年龄段的人口数;从此可以得出,由于我们假设75岁以前的人口不会减少,那么人口的死亡则全部来自于老年人口的自然死亡。根据2007年的数据,人口死亡数为8237人,除以老年人口(65岁以上)数162209人,则老年人口死亡率为5.078%;
(3)2007年从60―69岁年龄段开始往后,在未来10年里则会出现人口自然减少现象。对于目前处于60―69岁的人群,我们仅从65岁开始观察并且只从2013年算起(因为小于65岁的人在未来10年不会达到75岁,而65―69岁的人只有在5年后才会开始达到75岁以上):
首先,2013年69岁的人口会达到75岁,2014年68岁的人口达到75岁,以此类推,到2017年,根据老年人口死亡率计算,2007年60―69岁这一段的人口减少数为39849×(1+(1-x)+(1-x)2+(1-x)3+(1-x)4)*x(其中x等于5.078%,39849为2007年65―69岁人口数),等于9136人,则2017年70―79岁年龄段人口数为90847―9136=81711人;
其次,对于现今在70―79年龄段的人,由于样本数据仅能以5年作为一个观察期,因此我们假设其在未来10年各个年龄的人均会自然减少,那么我们得到10年内共减少人口为54221×(1+(1-x)+(1-x)2+(1-x)3+(1-x)4)*x=12431人,则2017年80―89岁的人口数为54221-12431=41790人;
再次,同样我们可以推算出2017年90岁以上人口为12130人(不考虑高龄老年人更高的死亡率的可能性)。因此,在2017年预计总人口数为1322524人。
(4)按照标准人口结构分类,2007年0―14岁人口为212476人,15―64岁人口为865051人,65岁以上为111211人,分别占总人口比为7.09%、72.77%、9.36%;那么到2017年0―14岁人口为143830+59996(2007年0―4岁人口数)=203826人,15―64岁人口为893309(2010年20―60岁人口数+2007年5―10岁人口数+2007年50―55岁人口数)人,65岁以上人口为225389人,其占总人口比为15.4%、67.5%、17.1%。
由上述估计可得,与2007年相比,2017年老年人口比重增长近一倍,已经达到目前发达国家的老龄化水平,而劳动人口(15-64岁)比重下降了7.24%,可以看出在计划生育政策不改变的前提假设下,中国人口老龄化的趋势十分明显。
五、研究结论
从以上研究中我们可以看出,从全国范围看,中国自2000年左右即步入老龄化社会, 2007年中国老年人口比重已达到近10%的水平;从地区看,东、中、西部相继步入或即将步入老龄化社会,但彼此之间均有4年左右的滞后期。
从经济增长角度考察人口结构变动,中国各个省市的情况各不相同,从所收集的数据的回归结构可以看出,整体上人口老龄化的经济增长因素的影响始终超过生育政策因素导致生育率下降的影响,但同时与国际水平相比较,经济增长对老年人口比重上升的影响又小于国际高收入国家相应的影响水平和国际平均影响水平,这从一定程度上反映中国的计划生育政策对人口老龄化存在不可忽视的影响。
从人口结构的外推预测来看,中国未来10年的老龄化速度较快,程度较深,至2017年已达到发达国家的平均水平,劳动人口比下降显著,因而很可能会影响未来的劳动力供给,提高社会抚养比,进而有损未来经济增长潜力。
综上所述,无论是从我国人口结构现状和人口结构的影响因素看,还是从未来人口结构变动趋势看,中国老龄化加速、加深的趋势已经确定无疑。在此假设下,中国有必要适当改变现有的计划生育政策或采取相应的替代措施来增加劳动力供给,缓解老年人口比重的增加带来的负面影响,放缓老龄化的步伐。
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人口老龄化趋势分析范文6
【论文摘要】近年来，随着农村剩余劳动力向非农领域转移的规模与速度不断增加以及农村人口老龄化趋势的加快，使得农村传统的以家庭保障为主体的养老模式不能为继，农村社会养老愈显迫切。2009年，国家开始进行新型农村社会养老保险试点，但这种模式从保障水平上来说相对于城镇养老保险制度仍有较大差距。本文从农村社会养老保险的现状出发，结合农村养老保险对象的人群特点，将农村养老保险对象分为三个人群，并以此为基础设计出农村养老保险的双梯模型。
一、农村社会养老保险对象的人群分类及其变动分析
(一)农村社会养老保险对象的人群分类
1.老龄人群。这类人群是指年龄达到或者超过60周岁的农村人口。按照我国相关法律和养老保险制度的规定，这类人群达到了享受养老保障的年龄条件。根据2008年国家统计局抽样调查结果显示，这类人群在农村人口中约占14.49%。其中，以劳动收人为主要生活来源的占51.35%;以离退休金、养老金为主要生活来源的占4.13%;以最低生活保障金为主要生活来源的占2.28%;以家庭其他成员供养为主要生活来源的占40.46%;以其他方式为主要生活来源的占1.78%。
2.以家庭经营性收入为主要收人来源的人群。笔者认为，这类人群是指年龄在60周岁以下并以农业生产经营收人为主要收人来源的人群，包括在农村从事农、林、牧、副、渔业生产和经营的人员。这类人群的收入大多是跨季度的，无法按月均固定收人计算，且由于生产资料和技术的限制，人均年收人多在3000一6000元之间。这类人群在年龄结构上多为中壮年。
3.以工资性收人为主要收人来源的人群。笔者认为，这类人群主要是年龄在60周岁以下、处在一定劳资关系的雇员地位并且有固定月均收人的人群。这里主要指农民工群体。根据国家统计局调查显示，截至2008年底，我国的农民工总数为22542万人，占农村人口总数的31.25%。
(二)农村社会养老保险对象的群间变动趋势分析
1.老龄人口所占比例持续增加，农村老龄化趋势加快。从老龄人口占相应总人口比例角度看:2001年我国农村人口中60岁以上的人口所占比例为11.76%，已经超过了10%的老龄化标准。到2008年，农村60岁以上人口所占比例达到14.49%，同期城镇人口中60岁以上人口所占比例分别为10.74%和12.21 %。农村老龄化趋势明显快于城镇老龄化。从老龄人口绝对数的增长角度看:根据国家统计局抽样调查结果显示，2001年农村60周岁以上的人口样本占总样本数771616人中的90755人，2008年农村60周岁以上的人口样本则占总样本数638824人中的92581人。
2.以家庭经营性收人为主要收人来源的人群比例逐渐减少。随着农业生产资料的有限性愈加明显以及农业生产技术的不断提高，我国农业对于劳动力的吸纳能力以及农业单位产值能力的升值空间十分有限。在现行的土地利用政策下，农民不可能通过农业生产经营性收人的增加大幅度提高总体收人水平。因此，一方面农村剩余劳动力越来越多，另一方面农民从事农业生产的积极性呈现下降趋势。因而农村劳动力的转移使得以家庭经营性收人为主要收人来源的人群比例逐渐减少。
3.以工资性收人为主要收人来源的人群比例持续增加。由于农村剩余劳动力的不断增长以及其他产业劳动回报率高于农业等原因，使得越来越多的农村劳动力向城镇及二、三产业转移。其中农民工增长的速度十分显著，据国家统计局调查显示:2006年年底农民工总量约为1.32亿人，到2008年底农民工总量达到2.2542亿人，两年间增长了近一倍。这使得农村以工资性收人为主要收人来源的群体增长显著。
二、农村社会养老保险人群与模式的双梯模型分析
本文在前面已对农村社会养老保险对象进行了人群分类，总结了各类人群各自的特征以及群间变动趋势。在此基础上笔者设计出人群与养老模式的双梯模型，以期对农村社会养老保险的实用模式做出探索。如图，本文将农村养老保险按人群类别设计为三个模式，即农村养老保险对象与模式的双梯模型。在本模型中，根据农村各人群的人口规模和变化趋势确定了群体分类梯形，即在农村人口中，以工资性收人为主要收入来源的人群最多，并且以后还会不断发展壮大;以家庭经营性收人为主要收人来源的人群次之，并且规模会不断减少;以老龄人群最少，但其规模发展最快。根据预计国家财政在各人群中的补贴规模的大小设计养老模式梯形。下文将就各模式的形成机理以及各模式的最终统一进行分析。
(一)国家保障是农村老龄人群养老保险的实质需求与有效模式
1.农村老龄化趋势加剧要求农村老龄人口的保障形式由自我保障和家庭保障向国家保障转变。在农村现有的养老模式中，农村老龄人口依靠自我保障和家庭保障的占91.81%，也即自新中国成立60年来尚没有承担起使农村居民老有所养的责任。近年来，随着我国农村居民特别是青壮年人口向城市流动和转移的速度加快，我国农村留驻人口的老龄化速度快于农村户籍人口的老龄化速度，农村实际老龄化增速加快，这使得农村老龄人口养老保险的家庭保障功能日渐弱化。另一方面，农村青壮年劳动力的大量外出，使得农村老龄人口的劳动量不断加大，从而更加依赖于自我养老。但是老龄人口的劳动能力有限，并不能通过劳动充分保障自己。因而农村老龄人口应该由国家保障替代自我保障和家庭保障。
2.国家保障是农村公共物品市场化的必然结果。改革开放以来，农村公共物品领域逐渐市场化。农民虽然温饱的成本降低了，农村恩格尔系数由1978年的67.7%下降到2009年的43.7%，下降了24个百分点。但是，农民的医疗和教育等公共物品的成本却大为提高。近年来，国家对农村公共物品进行了一定的政策调整，实行了新型农村合作医疗，推广了农村义务教育免费制，但农民的医疗费用负担仍然较重，农民看不起病。虽然实行义务教育免费，但是高等教育市场化倾向依然严重，一旦家庭中有下一辈上大学，农村家庭就根本无力再承担老龄人口的养老保障问题。
3.国家保障农村老龄人口的实质操作层面分析。
(1)国家的保障水平是农村老龄人口的基本生活需求。随着农村老龄化趋势的加剧以及国家经济持续发展的需要，国家保障模式的标准只能是解决农村老龄人口的基本生活需求，实现农村老龄人口老有所养。
(2)国家保障模式与社会保障模式的衔接应有一个过渡年龄段。随着城乡老龄化趋势的加快，国家保障模式将给国家带来巨大的财政压力，因而国家保障模式不可能持久地持续下去，农村养老保险必须由国家保障模式过渡到社会保障模式。考虑到农村居民缴费能力和缴费时间等相关限制，笔者认为以55一60周岁为国家保障向社会保障模式过渡的年龄段较为合适。也即现阶段处于55 —60周岁的农村居民在达到60周岁时都可享受国家保障，55周岁以下农村居民根据其收入来源的形式按年或者按月缴纳保险费。但是，由于我国的缴费年限一般都是巧年，所以在45一55周岁年龄段的居民应该可以享受国家或者集体的额外补贴，以弥补缴费年限不足的问题。
(二)双方责任主体是保障以家庭经营性收人为主要收人来源人群的现实途径
社会保障与国家保障的实质区别表现在责任主体的不同，国家保障模式中政府是惟一的责任主体，社会保障模式中个人、企业和政府都是责任主体。对于以家庭经营性收人为主要收入来源的农村居民，本文认为以个人和政府同为责任主体的养老保险模式较为适合。
1.双方责任主体是农村生产特性的现实要求。农村的经济生产方式不同于城市，城市经济多以资金和技术密集的企业为支撑，企业作为一个重要的经济主体，在员工老龄保障方面具有一定责任。农村经济多是分散的农户自我经营为主，农村很少存在经济实力很强的第三方责任主体。而一般农村集体的经济力量更为薄弱，多数农村集体并不能给农民提供实质性的补贴，这便是农村养老保险个人和政府双方责任主体的现实依据。加之农村生产具有不确定性，受气候和环境等自然因素影响较大，使得农民生产经营性收入具有不稳定性，需要国家共同作为责任主体提供老年保障。
2.双方责任主体养老保险模式的实质操作层面分析。
(1 )政府和个人对等共担该人群的养老保险责任。政府和个人对养老保险的责任主要体现在养老保险费的缴费责任上。应本着“责任对等共担”的原则，由政府和个人各缴50%的保险费，缴费标准可以有不同的档次。本文认为，个人最低年均缴费标准应为200元，根据2009年《国务院关于开展新型农村社会养老保险试点的指导意见》(以下简称《意见》)的养老金发放标准，可以知道月均养老保险金的计算公式为(不考虑币值和物价问题):
月均养老金二(个人年缴费量+政府年补助量)x缴费年数÷139+基础养老金 在《意见》中规定国家补贴的基础养老金为55元，个人缴费标准有100一500元不等的五个档次。地方政府补贴标准最低为30元，中央政府对中西部地区实行全额补贴，对东部地区给予50%的补贴。按最低缴费标准100元和最低缴费年限15年计算，农民个人在缴费15年后所获得的月均养老金约为84元，这很难保障生活需要。如果个人最低缴费标准为200元，中央政府补助200元，地方政府补助30元，那么农民在缴费15年后的月均养老金为101元。加上农村生活来源具有一定多样性，基本能够保证生活需要。
(2 )养老保险金的管理和运营机构应独立于责任主体而存在。在明确养老金缴纳的责任主体的同时，应就养老保险金的保值和增值办法做出安排。笔者认为，养老保险金的管理和运营机构应独立于责任主体而存在，这样能确保资金能够专项专用。当然，应组成责权三方的监督机制，以确保资金的安全性和保值增值。
(三)三方责任主体是以工资性收人为主要收入来源人群的养老保险的有效形式
1.农民在劳资关系中的弱势地位要求三方责任主体共同保障。农民如果要获得工资力以外的几乎所有的生产资料，使得农民在取得工资性收人时处于劳资关系中的弱势地位，农民没有劳动力的定价和议价权，也就无法切实保障老年生活。这就需要通过国家法律层面确定该人群的养老保险应由个人、企业和政府三方共为责任主体，三方共同承担该人群养老保险的缴费义务。
2.三方责任主体养老保险模式的实质操作层面分析。
