河南省利用外资经济效应实证研究

利用外资调研报告《利用外资调研报告》一、引言外商直接投资（Foreign Direct Investment，简称FDI）对于一个国家或地区的经济发展起到了重要的推动作用。

为了进一步了解我国利用外资的情况，我们组织了一次全面的外商直接投资调研，并撰写了本报告。

二、外资流入情况1.外资流入总体情况根据统计数据显示，我国外国直接投资总金额逐年呈上升趋势。

2024年，我国吸引外资达到了历史新高，达到了2000亿美元，其中大部分外资流入于先进制造业、服务业和高技术领域等。

对于我国来说，这是一个重要的里程碑，说明我国在国际投资领域的竞争力逐渐增强。

2.外资行业分布情况从外资行业分布来看，制造业、金融业、建筑业以及信息技术和互联网行业等都是外资的主要流向。

这些行业的吸引力在于我国市场潜力的大、优惠政策的力度以及技术力量的增强等方面。

三、外资利用情况1.外资的主要用途通过调研我们发现，外资主要用于增加固定资产投资、进行技术创新以及加强企业管理等方面。

其中，技术创新投资是外商直接投资的重要方向之一、许多外资企业通过与国内企业合作进行技术引进，进而提升自身竞争力。

2.外资利用地区分布外资的利用地区主要分布在沿海发达地区和一些内陆城市，特别是长三角地区、珠三角地区以及京津冀地区等。

这些地区在基础设施、人力资源和市场交通等方面具备更高的优势。

四、外资利用存在的问题及对策1.问题：地区差距拉大外资的利用主要集中在沿海发达地区，而一些中西部地区相对较少。

这导致了地区发展差距的拉大，可持续发展问题突出。

对策：积极引导外资进入中西部地区，通过优惠政策等手段，吸引外资企业投资和扩大经营范围，以促进中西部地区的经济发展。

2.问题：外资利用效益不高近年来，虽然我国吸引到了大量的外资，但是外资利用效益不高。

一部分原因是技术引进进展缓慢，部分外资企业在技术创新方面的投入不足。

对策：加强与外资企业的技术合作，提升技术引进和技术创新的能力。

2012年12月内蒙古科技与经济December2012　第23期总第273期Inner M o ngo lia Science T echnolo gy&Economy N o.23T o tal N o.273FDI对河南省技术溢出效应的实证研究熊　涛1,褚晓飞2(河南科技大学经济学院,河南洛阳　471003) 摘　要:在梳理相关FDI技术溢出效应文献的基础上,结合河南省利用外商直接投资的数据,根据柯布——道格拉斯函数,建立模型,分析F DI对河南省的技术溢出效应。

在此基础上,提出河南省今后利用外商直接投资的思路。

关键词:F DI;技术溢出效应;实证研究 中图分类号:F061.5(261) 文献标识码:A 文章编号:1007—6921(2012)23—0003—02 1960年M acdoug all在分析FDI的一般福利效应时,第一次提出技术溢出效应是F DI的一种重要现象。

自此,FDI的技术溢出效应得到经济学界的普遍关注。

Caves(1974)[1]根据技术扩散对当地企业的不同影响,第一次比较全面地把技术扩散可能存在的外在性进行了分类。

Ko izum和Kopecky(1977)[2]首次建立了关于F DI和技术转移的研究模型。

W ang 和Blom st om(1992)在假定跨国子公司和当地企业都能意识到技术溢出效应存在的前提下,运用博弈论考察了跨国公司内部技术转移问题。

实证研究方面,存在两种不同的观点,一种认为存在正的技术溢出效应,另一种认为存在负的技术溢出效应。

Gim a 和Wake l in(2001)对英国、何洁[3]对我国28个省共5年的数据以及秦晓钟、胡志宝(1998)[4]对我国39个行业的研究都得出相似的结论:F DI对东道国存在正的技术溢出效应。

Haddad和Harrison(1993)对摩洛哥制造业的研究以及张盛林、吴海鹰(2005)[5]对我国西部地区的研究发现,FDI的技术溢出效应并不明显,甚至存在负的溢出效应。

外资利用情况的调研结果研究背景外资是指来自国外的投资资金、技术、设备和其他资源，对于一个国家的经济发展起着重要的作用。

为了了解我国外资利用情况，本次调研旨在深入研究外资在我国的投资领域、规模和效益等方面的情况。

调研方法本次调研采用了定量和定性相结合的方法。

通过收集各类统计数据和研究报告，对外资进入我国的情况进行分析和评估。

调研结果1. 外资规模：根据统计数据显示，近年来我国吸引了大量的外资投资。

外资规模呈现持续增长的趋势，对我国经济发展起到了积极的推动作用。

2. 外资领域：外资主要集中在制造业、金融业和科技创新领域。

这些领域对外资的吸引力较高，同时也对我国的产业升级和技术进步做出了贡献。

3. 外资效益：外资的进入带来了技术、管理经验和市场渠道等方面的优势，促进了我国产业的发展和提升。

同时，外资也为我国提供了就业机会和外汇收入，对于改善居民生活和国家财政收入起到了积极的作用。

4. 政策环境：我国积极推出一系列吸引外资的政策和措施，为外资的进入提供了良好的环境和条件。

这些政策的出台为外资的利用提供了保障，也为我国经济发展注入了新的动力。

结论通过本次调研，我们可以得出以下结论：1. 外资对我国经济发展具有重要推动作用，为我国产业升级和技术进步做出了贡献。

2. 外资的进入带来了技术、管理经验和市场渠道等方面的优势，促进了我国产业的发展和提升。

3. 我国政府积极推出吸引外资的政策和措施，为外资的利用提供了良好的环境和条件。

在未来的发展中，我们应继续优化政策环境，提高外资利用的效益和质量，进一步推动外资的流入和利用，为我国经济的发展注入新的动力。

---注意：以上调研结果仅基于已有的统计数据和研究报告，具体情况可能会因时效性等因素产生变化。

以上调研结果仅基于已有的统计数据和研究报告，具体情况可能会因时效性等因素产生变化。

外商直接投资对郑州市经济发展影响研究摘要：外商直接投资是经济全球化的重要表现，也是国际贸易与投资的重要手段。

随着中国改革开放的深入进行，外商直接投资在中国的数量和规模逐年增加，其中不乏对中西部地区的投资。

本文以郑州市为例，探讨了外商直接投资对郑州市经济发展的影响。

研究结果发现，外商直接投资已经成为郑州市实现经济迅速发展的重要推动力，但同时也存在一些挑战和问题，需要采取积极的应对措施。

关键词：外商直接投资；经济发展；郑州市；影响Abstract: Foreign direct investment is an important manifestation of economic globalization and an important means of international trade and investment. With the deepening of China's reform and opening up, the number and scale of foreign direct investment in China have increasedyear by year, and there are also investments in the central and western regions. Taking Zhengzhou as an example, this paper explores the impact of foreign direct investment on the economic development of Zhengzhou. The research results show that foreign direct investment has become an importantdriving force for the rapid development of Zhengzhou's economy, but there are also some challenges and problems, which need to be actively addressed.Keywords: Foreign direct investment; Economic development; Zhengzhou; Impact一、引言随着经济全球化的加速和多边贸易规则的完善，外商直接投资（Foreign Direct Investment，以下简称FDI）成为国际贸易和投资的重要手段。

外商直接投资(FDI)对我国经济影响的实证分析宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【摘要】本文以内生增长理论为基础,依据柯布-道格拉斯生产函数,对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.利用1996-2016年的数据进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、建立误差修正模型,以衡量我国外商直接投资对经济增长的支持程度.选取国内生产总值GDP、外商直接投资FDI、国内固定资产投资额K和劳动人口L为研究指标进行分析,得出结论:我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系,我国FDI对GDP有显著的正面效应;外商直接投资与经济增长互为Granger原因.在此基础上,针对我国外商直接投资与经济发展过程中存在的问题,提出相应的政策建议.【期刊名称】《赤峰学院学报（自然科学版）》【年(卷),期】2017(033)022【总页数】4页(P84-87)【关键词】外商直接投资;单位根检验;协整检验;格兰杰因果检验【作者】宋雅晴;王娜;康晴晴;刘兮【作者单位】合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥230601;合肥师范学院数学与统计学院, 安徽合肥 230601【正文语种】中文【中图分类】F120.4随着对外开放程度日益扩大和国际经济的日益全球化，我国经济在发展过程中保持稳定较快且持续态势，然而经济增长已离不开外商直接投资（FDI）的必要支持.我国作为最大的发展中国家，经济改革的不断深化，体现了FDI如何推动我国经济稳定且快速发展.FDI不仅可以推动技术进步、弥补资本形成不足，更是在促进就业、增加税收等方面具有重要意义.因此为了促进我国经济健康快速的发展，势必将FDI所具有的积极作用发挥出来.外商直接投资对于我国经济的影响一直是学术界关注的焦点问题且已取得丰富的研究成果，总体可分为以下两个方面：DeGregorio(1992)对拉美12个国家36年的数据进行统计分析，得出FDI对这些国家的GDP有显著的正向影响；Balasubramanyam等(1996)认为印度和中国实施的出口导向战略可有效利用外资促进经济的发展；Abende-Nabende,J.L.Ford(1998)以台湾为例分析了外商直接投资对GDP的推动作用；DeMello(1999)认为FDI有效的补充了经合组织和非经合组织国家资本的不足，从而促进了经济增长.沈坤荣、耿强（2001）以内生增长模型为基础，选取我国1987-1998年省级面板数据进行回归分析，得到FDI的增长能促进GDP的增长；叶莉、郭继鸣（2004）从内生技术进步层面研究，得出外商直接投资对GDP的增长有至关重要的作用；贺红波、屠新黍（2005）分析得出外商直接投资与经济增长之间存在长期共存关系.大多学者认为，发达国家FDI净溢出效应显著为正，而发展中国家则不显著甚至为负.L.P.King与B.Varadi(2002）研究发现外商直接投资对GDP短期存在促进作用，长期存在阻碍作用；Chung Chen,Yimin Zhang(1995)得出1978年之后，外商直接投资对我国GDP有推动作用，而张诚、赵奇伟（2006）以京津冀1980-2003年数据为对象，研究得出以1995年为拐点，FDI溢出效应逐渐消失，且与GDP增长存在显著负相关；江锦凡（2004）研究FDI对GDP增长的影响中，发现同时存在资本效应和外溢效应；曹裕等（2008）研究得出中部地区GDP与FDI 不存在长期共存关系，经济增长的主要动力仍来自国内投资；程鹏、柳卸林（2010）从资本形成的角度研究FDI对不同地区GDP分别存在短期和长期效应. 近年来，少有学者对宏观数据进行分析，而FDI的净溢出效应是不断变化的；建立ECM（误差修正）模型的研究也寥寥无几，因而本文研究FDI对我国经济的影响具有一定的理论和实际意义.本文选取的样本区间为1996-2016年，其中G表示国内生产总值、F表示外商直接投资的年流入量、K表示国内固定资产投资总额、L表示劳动力人口，数据来源《中国统计年鉴》，美元兑换人民币汇率来自中国人民银行网站，折算出年度汇率.由于对时间序列数据进行自然对数变换不仅能够消除异方差，而且可以避免因数据变化带来的剧烈波动，使得研究结果更加精确，因此在分析中对各变量进行取对数处理，分别记为lnG、lnF、lnK与lnL.对所选指标做出如下假设：1.选择采用lnG表示国内生产总值（GPD）的自然对数值.由经济模型中存在的相关因果关系可知，国内生产总值（GDP）的自然对数值lnG为被解释变量，其余三个变量lnF、lnK与lnL为解释变量.2.选择采用lnF表示外商直接投资（FDI）年流入量的自然对数.由相关理论可知，GDP的自然对数值lnG与lnF之间存在正相关关系，也即表明若增加FDI的年流入量，则GPD也将被正向促进.3.选择采用lnK表示国内固定资产投资总额的自然对数值.由相关理论可知，GPD 的自然对数值lnG与lnK之间存在正相关关系.4.选择采用lnL表示劳动力人口的自然对数值.由相关理论可知，GPD的自然对数值lnG与lnL之间存在正相关关系.本文以内生增长理论为基础，建立柯布-道格拉斯生产函数；以国内生产总值（GDP）为被解释变量，外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资和劳动力作为解释变量，其函数关系式如下：在上式中，A代表技术进步系数；而希腊字母α、β、γ代表偏弹性系数.对公式两边取对数得线性化函数如下：为了研究取对数后得到的线性化函数中4个变量之间的具体关系，先对4个序列进行时序图分析，分析结果如下：由上图看出随着时间的变化各变量都存在不断增长的趋势，且变动的方向和步调较为一致，由此判断它们之间具有一定的共同趋势性.在计量分析时，变量的平稳性是基本要求之一，如果模型中含有非平稳序列，基于传统计量方法的估计和检验都没有意义，其推断的结论也可能是错误的.因而下面通过单位根检验来判断数据的平稳性.为防止出现“伪回归”，保证模型的有效性，首先进行单位根检验.单位根过程是非平稳过程，进行单位根检验时的原假设是变量序列存在单位根.本文用Augmented Dickey-Fuller检验各个时间序列的平稳性进行检验，检验结果如下表：检验结果看出，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL的ADF值均大于对应的5%临界值，说明这些序列均不具有平稳性，接着需要对变量序列进行一阶差分，然后再分别对其进行单位根检验；一阶差分序列的ADF统计量依然都比对应的临界值要大，还需继续进行二阶差分处理；二阶差分序列的ADF值明显小于对应的5%临界值，表明二阶差分序列均能够拒绝“存在单位根”的原假设，即不存在单位根.因此，变量序列lnG、lnF、lnK、lnL全都属于二阶单整序列，满足协整分析的条件，可以继续进行协整检验.在研究中发现，虽然有些序列自身的变化是非平稳的，但序列彼此之间却存在十分密切的长期均衡关系，即协整关系.协整的经济意义在于每个变量虽然具有各自的长期波动规律，但若是协整的，则它们之间必然存在着一个长期稳定的比例关系.本文考察多变量间的协整关系，故采用Johansen协整检验法进行检验，考虑到lnF、lnK、lnL要素对于lnG的促进作用一般具有滞后性，对其进行了一阶滞后处理，迹检验结果如下表所示：从检验结果可以看出，在5%的显著性水平下拒绝了没有、至少1个、至少2个和至少3个的原假设，不能拒绝至少4个的原假设，所以各个变量之间具有三个协整关系，可以认为我国的外商直接投资与其他几个变量之间存在长期稳定的均衡关系.进一步对变量的协整关系进行分析有效，提取标准化协整向量，可以得到如下结果：将协整方程写成数学表达式如下:经检验这个协整方程式是显著的，从以上协整关系可以看出，尽管LNG、LNF、LNK、LNL尽管都是不平稳的，但它们的线性组合却存在长期稳定的均衡关系.可以看出我国外商直接投资（FDI）、国内固定资产投资（K）和劳动人口（L）对我国经济增长均呈现明显正相关关系.从以上协整检验结果可以看出FDI与我国经济增长存在长期稳定的均衡关系，然而这种均衡关系是否能够构成因果关系，就需要通过格兰杰因果检验来验证，即检验外商直接投资、固定资产投资、劳动人口和GDP之间是否存在格兰杰因果关系.但是需注意的是：如果变量之间有协整关系，则至少存在一个方向上的格兰杰原因；反之，在不存在协整关系的情况下，任何原因的推断都将是无效的，检验结果如表4所示：从表4可以看出，我国外商直接投资是我国经济增长的Granger原因，经济增长也是外商直投资的Granger原因；说明我国GDP的增长依赖于FDI的存在，FDI 会通过技术溢出和资本溢出促进经济增长，同时我国经济的发展也对吸引外商直接投资产生了很大的作用.而lnK和lnG呈现互为促进、互为引导的双向因果关系；lnL和lnK呈现单向因果关系，lnL有着促进lnG变化的作用，但lnG则不能反作用于lnL；lnK、lnL是lnF的格兰杰原因，我国就业人数的增加、固定资产投资的增加也可以吸引更多的外商直接投资来我国建设生产基地，推动我国外商直接投资的利用水平.虽然我国外商直接投资与经济发展存在长期稳定的均衡关系，但是从短期来看，可能会出现一些误差，因而本文选择误差修正模型来分析变量之间的关系，以提高模型的精度.结果分析如下所示：根据上表数据，得到误差模型的修正结果如下：误差修正项反映了当变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时，它将其调整到均衡状态的程度，即对偏离长期均衡的调整力度.从上式结果看出，当短期波动偏离长期均衡1%时，误差修正项将以0.813%的力度作反方向的修正，将非均衡状态修正到均衡状态.本文以内生增长理论为基础，依据柯布-道格拉斯生产函数，选取1996—2016年的数据，分别运用单位根检验、协整检验、格兰杰检验和误差修正模型，对我国外商直接投资与经济增长的关系进行了实证分析.结果表明，我国外商直接投资与经济增长之间存在一种长期的均衡关系，我国FDI对我国GDP有显著的正面效应；Granger因果关系检验结果表明，我国外商直接投资与我国经济增长互为Granger原因，即引进外商直接投资能够推动我国经济的增长，而经济增长后，反过来能够吸引更多的外商投资，进而形成了一种交替促进、良性循环的状况. 针对以上分析，提出以下建议：建立健全相关的法律法规，同时对我国的外资政策重新考量，使政策和现状保持统一，以便做到及时调整；出台相关政策筛选出高质量的外商直接投资企业；完善人才培养制度，从外资企业吸收借鉴先进技术，提高自身技术水平；优化外商投资结构，促进产业结构调整；改善投资环境，提高人力资本存量.【相关文献】〔1〕曹伟.外商直接投资对我国经济增长影响的实证分析[J].世界经济研究,2005(8):39-43. 〔2〕刘文勇,蒋仁开.FDI对我国经济发展影响的实证分析与政策建议[J].经济理论与经济管理,2006(4):21-26.〔3〕康晓剑.FDI对山西省经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2008,27(6):69-71. 〔4〕翟勍,谢富纪.外商直接投资对我国经济影响效应的实证研究[J].科学技术与工程,2009,9(2):487-490.〔5〕张婧,马仁峰,王能洲.基于计量经济学模型的FDI对经济增长的影响分析[J].经济论坛,2009(13):84-86.〔6〕孔凡文,才旭,于淼.格兰杰因果关系检验模型分析与应用[J].沈阳建筑大学学报,2010,26(2):405-408.〔7〕张晓婧.我国经济增长的影响要素分析[J].我国市场,2013(41):117-133.〔8〕李颖.外商直接投资对安徽省经济影响的实证分析[J].经济论坛，2015,9(9)：35-41. 〔9〕庞浩.计量经济学[M].北京:科学出版社,2015.〔10〕Yan Liang.Does Foreign Direct Investment Provide Desirable Development Finance?The Case of China[J].Chinaamp;World Economy,2007,(2):104-120.。

收稿日期:2023-04-13作者简介:陈清(2004 ),女,河南商丘人,硕士研究生㊂刘溢海(1964 ),男,河南伊川县人,教授,博士,研究方向:农业经济㊁城镇经济㊁县域经济和发展经济㊂杨志苹(1999 ),女,河南安阳人,硕士研究生㊂人口老龄化、健康消费与经济高质量发展基于河南省的实证分析陈 清,刘溢海,杨志苹(河南科技大学商学院,河南洛阳 471023) 摘 要:文章以河南省为例,选取了18个地级市的平衡面板数据,从理论层面分析了人口老龄化对经济高质量发展的影响,并提出了相应的假设;基于熵值法构建了河南省经济高质量发展综合评价指标体系,利用系统GMM 估计实证检验关于人口老龄化对河南省经济高质量发展的动态面板模型以及健康消费作为中介变量是否会改变老龄化对河南省经济高质量发展带来的影响㊂研究发现:人口老龄化会直接抑制经济高质量发展,但老龄化又会很大程度上增加健康消费需求投资,使得健康消费作为中介变量消除人口老龄化对经济高质量发展的负向作用,从而推动河南省经济高质量发展㊂关键词:人口老龄化;经济高质量发展;系统GMM ;健康消费中图分类号:F 123.2ʒD 669.6(261) 文献标识码:A 文章编号:1007 6921(2024)01 0010 051 引言与文献述评党的二十大报告指出:高质量发展是首要任务㊂加快高质量发展的实现,必须坚持发展是第一要务,而发展又是以人为核心的可持续高效统筹发展㊂近年来随着我国老龄化趋势的不断加深,得益于人口红利的劳动密集型产业对经济增长的拉动作用在逐渐减弱㊂老龄化程度不断加剧成为我国今后很长一段时期的基本国情,河南省作为人口大省,面对着老龄化速度的加快,老年人口规模也在不断攀升㊂2021年年末河南省常住人口中65岁及以上人口为1383.0万人,占常住人口的比重为13.99%,老年人口占比高于全国13.5%的平均水平,面对人口结构的转变,需求结构和需求主体也相应地发生改变,这无疑会对本省的经济发展带来影响㊂随着生活水平的提高㊁人均寿命的延长以及高质量发展的推进,老年人口的健康消费需求也在不断升级㊂因此将老龄化㊁健康消费和高质量发展纳入统一框架进行研究,对实施积极老龄化战略㊁推动经济往高质量发展具有重要意义㊂针对人口老龄化如何影响经济高质量发展的研究比较缺乏,而与之相近的人口老龄化对经济增长的影响成果较为丰硕,但尚未形成统一结论㊂通过梳理相关文献,得出目前相关主流观点㊂1.1 人口老龄化会显著抑制经济增长杨建仁等[1]认为我国人口老龄化呈现出持续加深的趋势,他们通过建立固定效应模型和中介效应模型,利用中部地区2011 2020年6个省份的面板数据,得出人口老龄化的程度会显著抑制该地区的经济增长,并通过影响居民消费㊁劳动投入和城镇化进一步抑制地区经济㊂苏剑[2]基于供给和需求的角度,通过跨国面板数据实证分析验证人口老龄化每提升1个百分点,会显著抑制经济增长0.23个百分点㊂宋佳莹等[3]利用中国省级面板数据,建立有关人口老龄化的索洛经济增长模型,得出人口老龄化会抑制经济的增长㊂1.2 人口老龄化会通过调节效应影响经济的增长张子璇[4]利用面板数据引入中介变量人力资本得出人口老龄化对人力资本具有促进作用,提高人2024年1月内蒙古科技与经济J a n u a r y 20241539I n n e r M o n g o l i a S c i e n c e T e c h n o l o g y &E c o n o m yN o .1T o t a l N o .539力资本水平能够抑制老龄化对于经济增长的负面影响㊂王莹莹等[5]认为人口老龄化的加深会促使技术进步的效应缓解或抵消人口老龄化对经济增长的消极影响㊂俞会新等[6]通过构建纳入人口老龄化和人口流动的柯布-道格拉斯生产函数考察影响经济增长的因素,实证发现:人口老龄化虽会抑制经济增长,但加速人口流动会对我国整体的经济增长产生促进作用㊂经济高质量发展起步较晚,它不能简单地理解为经济增长,而是一个更广泛的概念㊂同时人口和消费作为影响经济发展的重要一环,老龄化势必会对经济高质量发展产生影响㊂通过回顾文献发现,研究人口老龄化是否会通过健康消费来进一步影响经济高质量的文献很少㊂基于此,本文利用熵值法构建衡量河南省经济高质量发展的综合指标,分析老龄化对经济高质量发展的影响,并将健康消费作为中介调节变量,实证检验其在两者之间的关系,以期在老龄化不断加深的当下,为推动经济高质量发展添砖加瓦㊂1.3人口问题事关国计民生和长远发展2021年河南人口发展报告公布显示,河南省老龄化持续加深,相比于2020年,65岁及以上老年人口比重上升0.50个百分点,增加42.0万人㊂河南省作为人口大省,其老龄化程度位居全国前列,探讨河南省如何积极应对人口老龄化㊁响应国家经济高质量发展具有重要意义㊂同时,考虑到数据的可获得性㊁易操作性,本文选取河南省的18个地级市进行进一步探讨㊂2理论分析与研究假设为了更好地利用数据实证考察人口老龄化如何通过健康消费影响河南省经济高质量发展,本文事先通过理论分析探讨其影响机制,在此基础上提出相对应的理论假设㊂2.1人口老龄化对经济高质量发展的机制分析劳动力是宏观经济发展中必不可少的生产要素之一,河南省作为人口大省,廉价劳动力带来的人口红利对于助推河南省经济发展发挥了不容小觑的作用㊂而目前人口老龄化已经成为河南省人口不可扭转的发展趋势,且持续加深㊂首先人口老龄化意味着向社会输入劳动力的数量减少,对于劳动密集型的制造业而言会由于劳动成本的上升降低其生产能力及劳动参与率,不利于产业结构转型升级㊂同时老年人由于自身健康限制,容易使公共资源流向健康医疗养老项目,使得人力资本投资减少,不利于人力资本积累,从而会对经济发展的质量产生抑制作用㊂假设1:人口老龄化不利于经济高质量发展㊂2.2健康消费的调节效应鉴于上述分析,人口老龄化会对经济高质量发展产生抑制作用,但我们考虑到消费可以拉动经济升级,那么由于人口的老龄化带来的健康消费是否会发挥中介调节作用来减弱对经济高质量发展的抑制作用甚至可能促进经济的高质发展㊂随着人们生活水平的提高,家庭对医疗㊁健康㊁养老等认知和风险意识也相对更高,更容易关注自身的健康,能够更好地通过体检㊁健康运动㊁旅游疗休养等健康类消费活动放松自我,促进健康相关消费支出的增长[1]㊂另外,老年人口自身健康得到改善,由于少子化带来的子女养老负担会相对应减少,使得子女更好地投入工作,提高劳动生产效率㊂同时老年人身体机能老化速度降低,通过延迟退休的方式使得老年人口可以继续参与到劳动生产中㊂同样可以减缓劳动数量不足㊂以上举措都可以降低人口老龄化对经济的不利影响,促进经济更高质量发展㊂假设2:人口老龄化会通过健康消费的调节作用影响经济高质量发展㊂3模型构建与数据说明3.1数据来源根据数据的易获取性㊁可操作性㊁可比性以及完整性,笔者使用的数据为2012 2020年河南省18个地级市的面板数据,所有数据均来源于‘河南省统计年鉴“㊁各市国民经济和社会发展统计公报以及河南人口发展报告,对于部分缺失值以插值法对其进行填充㊂为了消除价格等因素的影响,涉及价格的变量以2012年为基期进行平减得出实际值,同时对相关数据进行对数化处理㊂3.2变量选取3.2.1被解释变量:经济高质量发展水平(h q e g)㊂经济高质量发展是一种经济以创新驱动助推全方位的可持续发展,符合我国当前经济增速阶段的发展,同时涵盖了五大发展理念㊂笔者借鉴黄敦平等[7]的做法,从创新㊁协调㊁绿色㊁开放㊁共享5个层面运用熵值法构建包含5个一级指标和16个二级指标的经济高质量发展综合评价指标体系,具体如下㊂陈清,等㊃人口老龄化㊁健康消费与经济高质量发展 基于河南省的实证分析2024年第1期表1 经济高质量测算指标体系一级指标二级指标指标说明指标属性R&D 活动占比/%有R&D 单位数/总单位数正向创新人均有效发明专利数/(件/人)有效发明专利数/R&D 活动人员数正向经费投入强度/%R&D 内部研究经费支出/G D P 正向城乡居民消费差距/%城市居民家庭人均消费支出/农村居民家庭人均消费支出负向协调经济社会协调/%城镇登记失业率负向产业结构高级化/%第三产业增加值/第二产业增加值正向单位G D P 耗电量/(k W ㊃h/元)电力消耗总量/G D P负向绿色公园绿地面积/(m 2/人)公园绿地面积/常住人口数正向单位G D P 污水排放量/(m 3/万元)污水排放量/G D P负向单位道路清扫面积所需车辆/(辆/万m2)市容环卫专用车辆设备总数/道路所需清扫面积负向F D I 占比/%实际利用外资/G D P 正向开放贸易开放水平/%进出口值总额/G D P 正向入境游客情况/人统计数据正向人均教育经费/(元/人)教育经费/常住总人口正向共享保障性财政支出占比/%社会保障和就业支出/地方公共财政支出正向每万人拥有卫生技术人员比例/%卫生技术人员数/常住总人口正向3.2.2 核心解释变量㊂①人口老龄化(o l d ),用河南省65岁及以上人口占比常住总人口进行衡量㊂②健康消费(h e a ),健康消费用医疗保健支出进行衡量,考虑到城镇和农村消费水平的不同,所以:健康消费=城镇化率ˑ城镇医疗保健支出+(1-城镇化率)ˑ农村医疗保健支出3.2.3 控制变量㊂为了保证研究结果的稳健可靠,这里引入金融相关率(f i r )㊁政府干预(g o v )以及基础设施建设水平(i n f )3个控制变量分别用来反映金融发展水平㊁政府宏观调控和基础设施普及度对经济的影响㊂其中金融相关率用金融机构存贷款总额占G D P 的比重衡量,政府干预=政府财政支出/G D P ,基础设施建设水平用每万人拥有公路里程来衡量[8]㊂各变量的描述性统计见表2㊂表2 各变量定义及定量描述变量观测值个数均值标准差最小值最大值被解释变量h q e g 1620.140.100.050.95核心解释o l d16216.483.619.5026.60变量h e a 1626.950.395.747.92f i r 1620.891.830.3723.69控制变量g o v 1620.170.110.011.43i n f 16223.307.419.3047.783.3 模型构建经济高质量发展具有明显的滞后特性,即当期发展水平会受到滞后一期的影响,因此将经济高质量发展的滞后一期作为解释变量纳入计量模型㊂同时为了检验健康消费作为中介调节变量是否会影响人口老龄化对经济高质量发展水平的作用效果,本文将设置如下动态面板模型:h q e g i t =α0+α1h q e g i ,t -1+α2o l d i t +α3x i t +ε1i t h e a i t =β0+β1o l d i t +β2x i t +ε2i t h q e g i t =θ0+θ1h q e g i ,t -1+θ2o l d i t +θ3h e a i t +θ4x i t +ε3i t其中,h q e g i t 代表经济高质量发展水平,h q e -g i ,t -1代表经济高质量发展的滞后一期,o l d i t 表示人口老龄化程度,h e a i t 表示健康消费水平,x i t 代表各个控制变量,εi t 代表随机干扰项㊂4 实证分析考虑到经济惯性的影响,笔者把经济发展的滞后期纳入模型构成动态面板数据㊂但由于被解释变量的滞后期作为解释变量会造成和随机扰动项的相关性,加上人口老龄化和经济高质量发展会存在互为因果的可能性,传统的估计方法不满足参数估计的无偏性和一致性,使得估计结果产生偏差,从而扭曲参数所代表的经济含义㊂为了减弱以上问题带来的影响,采取M a n u e l A r e l l a n o 等[9]和R i c h a r dB l u n d e l l 等[10]提出的两步系统GMM 进行参数模型的估计㊂为了验证GMM 估计方法的有效性,S t e ph e n 总第539期内蒙古科技与经济B o n d[9-10]认为如果GMM 估计值介于固定效应估计值和混合O L S 估计值之间,则GMM 估计是可靠有效的㊂首先对动态面板数据进行固定效应的回归估计,结果如表3模型(1)所示,被解释变量的滞后一期的系数估计是0.269,但由于固定效应采用的组内离差导致被解释变量的滞后一期和随机误差项呈现负相关关系,因此该估计方法会导致经济发展滞后一期的系数偏低,所以真实结果应该大于0.269㊂紧接着进行最小二乘估计,结果如表3模型(2)所示,估计系数是0.430,但又由于O L S 估计使得被解释变量的滞后一期与随机干扰项呈现正向关系,又会使得系数估计偏高,所以被解释变量滞后一期的系数要小于0.430㊂最后用两步系统广义矩估计进行分析,结果如表3模型(3)㊂可以发现被解释变量的滞后一期的系数是0.419,介于0.269和0.430之间,通过了检验,同时S a r g a n 检验P 值等于0.858,接受原假设,认为模型中的工具变量通过了过渡识别检验,所以选择构建动态面板数据进行系统GMM 是有效可行的㊂根据模型(3)的回归结果来看,经济高质量发展的滞后一期的估计参数是0.419,通过了1%的显著性水平检验,说明经济高质量发展存在明显的惯性,经济高质量发展滞后一期每提高1个百分点,会拉动当期的经济高质量发展程度提高0.419个百分点㊂人口老龄化的系数估计值为0.306,在10%水平下显著,认为老龄化会助推经济高质量发展㊂表3 变量模型回归结果(1)h q e g(2)h q e g(3)h q e gL .h q e g 0.269***(0.029)0.430***(0.046)0.419***(0.044)o l d -0.605***(0.090)0.301***(0.093)0.306*(0.180)f i r -0.021(0.015)-0.023*(0.013)-0.030(0.039)g o v 0.246(0.149)0.126(0.084)0.189(0.402)i n f -0.217***(0.051)0.003(0.060)-0.022(0.121)c o n s 1.247***(0.427)-1.850***(0.407)-1.689(1.330)A R (1)0.000A R (2)0.270S a r g a n 0.858针对控制变量,金融相关率与经济高质量发展呈现出负向关系,但并不显著,可能的原因是金融部门信用扩张过快,实体部门过度负债,从而导致宏观杠杆率上升过快,引发系统性金融风险,一定程度上抑制了经济的高质量发展㊂政府干预程度对经济高质量发展呈现出推动作用但同样也不显著,说明政府干预程度不够,比如公共预算支出占比低,公共资源未能实现最优化配置,使得对经济高质量发展的推动作用较小㊂基础设施建设水平对因变量的影响为负,可能是基础设施的投入时间长,短时间得不到回报,对经济高质量发展的助推作用会有一个滞后期㊂表4 中介效应回归结果(3)h q e g(4)h e a(5)h q e gL .h q e g 0.419***(0.044)0.272***(0.046)o l d 0.306*(0.180)0.655***(0.113)-0.030*(0.018)h e a 0.398***(0.066)f i r -0.030(0.039)-0.272***(0.077)-0.008(0.103)g o v 0.189(0.402)0.041(0.089)-0.009(0.125)i n f -0.022(0.121)-0.133(0.093)-0.060(0.275)c o n s -1.689(1.330)5.529***(0.492)-4.088***(0.591)A R (1)0.0000.001A R (2)0.2700.158S a r g a n 0.8580.355为了验证健康需求是否会作为中介变量改变人口老龄化对河南省经济高质量发展的影响,首先分析人口老龄化影响经济高质量发展的参数估计值,即总效应,由模型(3)可知α2为0.306且在10%的水平下显著,说明回归较好,可以进行后续的分析;另外老龄化对被解释变量经济高质量发展起到助推作用,可能的原因是劳动结构的改变会倒逼企业加大技术创新力度,升级生产模式以及政府刺激消费,增加教育投资进行人力资本积累的正效应超过了由于老龄化带来的劳动力不足及劳动生产率降低的负效应;接着由模型(4)我们可以看到人口老龄化对健康消费的影响在1%的水平下显著为正,说明随着人口老龄化的加深,健康消费水平也会相应提高,二陈清,等㊃人口老龄化㊁健康消费与经济高质量发展基于河南省的实证分析2024年第1期者关系紧密;最后由模型(5)得知,θ2即老龄化对经济高质量发展的直接影响为-0.03,说明人口老龄化会抑制经济高质量发展,验证了假设1㊂θ3即健康消费对经济高质量发展的影响为0.398且显著,说明健康消费作为中介变量会改变人口老龄化对经济的高质量发展的影响,且作用较大,为0.336㊂人口老龄化对健康投资消费产生的促进作用会在其作为中介效应时对河南省经济高质量发展发挥很强的作用,随着人们健康意识的增强以及对高品质生活的追求,老年人对医疗保健的需求不断加大,使得老龄健康产业成为河南省近年来的发展新业态,且占G D P的比重不断加大,一定程度上会优化河南省的产业结构,从而助推河南省经济高质量发展㊂5结论与启示基于人口老龄化与经济高质量发展的相关分析,本文以熵值法构建了包含创新㊁协调㊁绿色㊁开放㊁共享五大发展理念的经济高质量发展综合评价指标体系,选取2012 2020年河南省18个地级市的面板数据,建立包含被解释变量滞后一期的动态面板计量模型,利用系统广义矩估计(GMM)实证检验并分析了人口老龄化如何影响经济高质量发展以及是否通过健康消费需求改变老龄化对经济高质量发展的作用效果㊂得出如下结论:人口老龄化会直接抑制经济高质量发展,但老龄化又会很大程度上增加健康消费需求投资,使得健康消费作为中介变量消除人口老龄化对经济高质量发展的负向作用,从而推动河南省经济高质量发展㊂结合上述结论,得出以下启示:①加强顶层设计,积极应对人口老龄化㊂河南省政府可以制定一些对养老服务产业的支持政策,鼓励健康养老服务企业进行产品优化升级,提供更多满足老年人消费需求的健康产品,刺激老年消费,激活银发经济,实现养老服务多样化㊂②加大基础设施完善水平,促进河南省经济高质量发展㊂基础设施是地区经济发展的基石,河南省可以完善社区养老服务设施配套水平,加大养老服务供给,实施健康老龄化战略,发挥基础设施的乘数效应,促进河南省经济高质发展㊂③完善医疗服务保障体系,刺激老年市场消费㊂健康消费会显著促进河南省经济发展,同时又会积累人力资本进而缓解劳动生产率下降㊂因此河南省在今后的发展中可以完善医疗和养老保险制度,扩大养老服务体系覆盖面,同时加强对居民健康消费的引导与鼓励,提升居民健康意识,根据人口年龄结构开展有针对性的健康投资教育和宣传普及,提供养老服务产品,使得老年人口老有所依㊁老有所养,享受幸福高质量的晚年生活㊂[参考文献][1]杨建仁,何芳健,陈涛.人口老龄化对经济增长影响的实证[J].统计与决策,2023,39(2):125-129.[2]苏剑.人口老龄化如何影响经济增长:基于总供给与总需求的分析视角[J].北京工商大学学报(社会科学版),2021,36(5):14-23.[3]宋佳莹,高传胜.人口老龄化对经济增长的影响及其机制分析:基于劳动力供给与社会保障支出视角[J].经济问题探索,2022(11):1-18.[4]张子璇.人口老龄化对经济增长的影响:基于人力资本的中介效应检验[J].现代商业,2021(21):115-118.[5]王莹莹,彭荣.人口老龄化对经济增长阶段的异质性影响及其作用机制:基于粤港澳大湾区的分析[J].广东财经大学学报,2022,37(6):25-35.[6]俞会新,吕龙风.老龄化㊁人口流动与经济增长关系研究[J].价格理论与实践,2021(9):82-85.[7]黄敦平,叶蕾.黄河流域城市经济高质量发展综合评价[J].统计与决策,2022,38(19):103-106.[8]李竹.消费升级视角下居民金融素养提升与健康消费关系研究:基于城镇和农村居民家庭的比较分析[J].价格理论与实践,2022(5):146-149,207.[9] 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