楊 昕， 米瑞華

(延安大學 經濟管理學院， 陜西 延安 716000)

一、引言

隨著我國經濟社會發(fā)展水平的不斷提高和人口生育政策的變動[1]，以人口生產偏好轉變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a轉型已經成為經濟社會發(fā)展的既定事實[2]。人口生產轉型不僅影響區(qū)域經濟增長[3]，而且對區(qū)域產業(yè)結構升級也具有重要作用。揭示人口生產轉型與產業(yè)結構升級之間的關系，對制定區(qū)域人口經濟發(fā)展政策、利用人口生產轉型推動產業(yè)結構升級具有重要的參考價值。區(qū)別于人口學上一般意義的人口再生產類型的轉變[4]，人口生產轉型是指人口生產偏好由數量型偏好向質量型偏好的轉變[2]。人口質量是人口經濟學的一個重要范疇，是與人口數量相對應的一個重要概念，“通常是指人口本身的綜合性素養(yǎng)和能力，可分為身體素質、文化科學素質和道德素質三個因素”[5]。人口質量的提升不僅能夠為經濟增長提供新的動力[6]，也能不斷推動區(qū)域產業(yè)結構實現(xiàn)優(yōu)化升級[7]。

梳理已有研究可以發(fā)現(xiàn)，學者們的分析主要集中于從人力資本的角度出發(fā)分析人力資本積累與產業(yè)結構升級之間的關系。大部分學者通過教育年限法[8-14]，或者通過構建其他代理變量表征人力資本水平[15-18]，同時也有部分學者考慮了人力資本的內部結構和分布結構[10-14]，基于國家級[15,18]、省級[8-14,16-17]的不同空間尺度，采用VAR模型[8,9,13]、ECM模型[10]、VEC模型[14]、面板回歸模型[11]、空間回歸模型[12,13,16]、PSTR模型[17]、灰色關聯(lián)分析[18]以及理論分析[19-21]等方法探討人力資本積累與產業(yè)結構升級的關系。如李芳(2018)認為人力資本對產業(yè)結構具有持久推動作用，而產業(yè)結構升級對人力資本水平的影響則不明顯[8]；陳恩、李衛(wèi)衛(wèi)(2017)認為產業(yè)結構升級對人力資本的沖擊效應更為明顯，而人力資本水平對產業(yè)結構升級則存在較為明顯的滯后效應[9]；張其春、郗永勤(2006)認為區(qū)域人力資本積累能夠促進產業(yè)結構調整，產業(yè)結構調整對人力資本投資與配置存在反作用[19]；汪秀、田喜洲(2012)則認為我國人力資本和產業(yè)結構呈非對稱性[21]。

已有研究為本文提供了重要參考，但仍存在改進空間。第一，人力資本和人口質量雖然可以在概念上相互借用[22]，但人力資本積累卻不能等同于人口生產轉型的概念，因此，研究需要基于構建體現(xiàn)變量理論意義的指標來分析人口生產轉型與產業(yè)結構升級之間的關系；第二，在已有相關研究中，多數分析集中于探討研究變量的單向關系[10-15]，而關于人口生產轉型與產業(yè)結構升級之間雙向關系的研究則較少，且二者之間的雙向關系尚無定論。因此，從人口生產轉型的角度出發(fā)，結合實證分析進一步探討二者之間的雙向關系具有研究上的必要性；第三，部分實證分析在采用VAR模型的過程中，僅僅考察變量之間的長期關系，而忽略其短期關系，從而導致分析存在遺漏模型檢驗等問題[8,9,15]，因此，其實證分析方法有待進一步規(guī)范。

二、人口生產轉型與產業(yè)結構升級的內在機制

以人口生產偏好由數量型偏好向質量型偏好轉變?yōu)樘卣鞯膮^(qū)域人口生產轉型，其主要表現(xiàn)為人口質量的提升。人口質量的提升對經濟發(fā)展的作用是多方面的，其不僅能夠促進經濟持續(xù)增長[23]，同時也能推動區(qū)域產業(yè)結構升級[24]。而人口質量對區(qū)域產業(yè)結構升級的作用則主要通過人力資本需求和人力資本供給的方式得以實現(xiàn)[7]。

首先，就人力資本需求對產業(yè)結構升級的作用而言，其主要表現(xiàn)在對產品、勞務的數量需求和質量需求的兩方面影響。一方面，人力資本的不斷提升會引起對市場上相應產品、勞務的需求變動，市場需求的變動進而會催生某些新興的產業(yè)，同時也會導致部分產業(yè)的消亡，由此對區(qū)域的產業(yè)結構調整產生一定的引導作用。另一方面，人力資本的提升會對產品、勞務的質量產生較高需求，對質量需求的增加則會進一步刺激產品結構和產業(yè)結構的不斷優(yōu)化升級。其次，就人力資本供給對產業(yè)結構升級的作用而言，有效的人力資本供給能夠提升產業(yè)轉移彈性、增強產業(yè)活力、提高產業(yè)結構升級承載力，進而對區(qū)域產業(yè)結構升級產生一定推動作用。隨著高等教育的普及和醫(yī)療衛(wèi)生條件的改善等，勞動力素質進一步提高，區(qū)域人口質量得到不斷提升，這將直接為區(qū)域產業(yè)結構升級提供動力。另外，人口質量的提升與產業(yè)結構之間也并非單向作用，以人力資本存量提升為特征的人口生產轉型不僅作用于產業(yè)結構，同時也受力于產業(yè)結構，產業(yè)結構的高度化會擴大對人力資本的需求，進而影響人力資本投資，最終會對人口質量產生一定的拉動作用，從而不斷促進區(qū)域實現(xiàn)人口生產轉型。

基于對已有研究文獻的回顧和對人口生產轉型與產業(yè)結構升級之間相關性的內在機制分析，本文研究假設認為：人口生產轉型與產業(yè)結構升級之間存在正向互促效應。以下僅以陜西省為例，通過構建相關指標，采用協(xié)整檢驗和脈沖響應函數分析等方法對研究假設進行實證檢驗。

三、數據與指標

1．數據來源

基于相關理論和研究數據的可獲得性，收集整理陜西省的經濟、社會、人口等方面的指標。其中，三次產業(yè)產值和人口自然增長率來源于歷年《陜西統(tǒng)計年鑒》，中專以上學歷人口等來源于歷年《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

2．變量說明

要對一定時空下特定區(qū)域的人口生產轉型做出科學評估，其涉及到人口經濟等諸多方面的內容和指標，而教育被認為是提升人口質量的主要途徑，區(qū)域人口受教育程度的提升對促進人口生產轉型具有重要作用[25]。因此，基于相關理論認識和數據的可獲得性，本文參照楊建芳(2006)[26]和楊成鋼(2017)[27]等人的做法，研究選擇以6歲以上人口中受教育程度為高中及以上學歷的人口占比作為表征人口質量的重要指標，同時考慮人口數量變化因素，以人口自然增長率表征人口數量變化趨勢，采用6歲以上人口中受教育程度為高中及以上學歷的人口占比與人口自然增長率的倒數作為表征人口生產轉型(DE)的變量指標。區(qū)別于一般用于測度人力資本水平的受教育年限等方法，該指標同時考慮人口質量和人口數量變動因素，能夠更好的反映人口生產偏好轉變的動態(tài)特征。

對區(qū)域產業(yè)結構升級的衡量，學者們一般根據克拉克定理采用非農產業(yè)產值占比表示，而干春暉(2011)等人認為信息技術的發(fā)展推動了第三產業(yè)的迅速擴張，這對發(fā)達經濟體的產業(yè)結構造成巨大沖擊，出現(xiàn)了經濟服務化的趨勢，如果仍采用非農產業(yè)產值占比來測度產業(yè)結構高級化則會產生較大誤差，無法反映第三產業(yè)增長率略高于第二產業(yè)增長率的事實[28]?；趯Ξa業(yè)結構演進規(guī)律的認識，本文采用二三產業(yè)產值之和與第一產業(yè)產值之比作為表征產業(yè)結構升級(IS)的指標，相比于克拉克法，該指標更能突出反映產業(yè)結構升級的演進趨勢，也更符合研究區(qū)域的產業(yè)發(fā)展特點。

四、計量模型的構建、檢驗與分析

1．變量平穩(wěn)性檢驗

由于本文各變量均為時間序列數據，因此首先對各變量的時間序列數據進行平穩(wěn)性檢驗。采用ADF單位根檢驗方法，選取最大滯后期數為2，根據AIC等信息準則確定檢驗類型，最終檢驗結果見表1。檢驗結果表明：在1%的顯著性水平下，ADF檢驗均拒絕了各序列變量為平穩(wěn)序列的原假設，說明各變量均為一階差分平穩(wěn)序列，即一階單整序列。

表1 變量的單位根檢驗結果

注：c，t，k分別代表檢驗類型中是否有截距項、時間趨勢項以及滯后階數。

2．協(xié)整關系檢驗

基于以上變量均為一階單整序列的單位根檢驗結果，為檢驗回歸方程所描述的因果關系是否為偽回歸，即檢驗人口生產偏好轉變(DE)與產業(yè)結構升級(IS)之間是否存在長期穩(wěn)定關系，因此對變量進行Johansen協(xié)整檢驗。同時采用跡檢驗和最大特征值檢驗兩種方法，確定最優(yōu)滯后階數為1，最終檢驗結果見表2。

表2 Johansen的變量協(xié)整檢驗結果

Johansen協(xié)整檢驗結果顯示：在5%的顯著性水平下，跡檢驗均拒絕了不存在協(xié)整關系和至少存在一個協(xié)整關系的原假設；最大特征值檢驗不拒絕不存在協(xié)整關系的原假設，但同時拒絕了至少存在一個協(xié)整關系的原假設。而已有研究表明跡統(tǒng)計量較之最大特征值統(tǒng)計量更具穩(wěn)健性，因此，協(xié)整檢驗結果表明變量之間存在協(xié)整關系，即人口轉型(DE)與產業(yè)結構升級(IS)之間存在長期穩(wěn)定關系。

3．ECM模型檢驗

Johansen協(xié)整檢驗表明人口轉型(DE)與產業(yè)結構升級(IS)之間存在長期穩(wěn)定關系，但在短期內二者是否對彼此存在顯著影響需建立誤差修正模型(ECM)進一步考察DE和IS的短期關系。分別以DE和IS作為解釋變量和被解釋變量進行OLS回歸，根據回歸結果生成滯后一期的殘差序列ECM1t-1和ECM2t-1，結合AIC等信息準則，以ΔDEt和ΔISt分別作為解釋變量和被解釋變量，假設各方程擾動項為e1t和e2t，將ECM1t-1和ECM2t-1引入對應方程進行OLS回歸，得到誤差修正模型的估計結果如下：

ΔISt=0.245+0.313ΔDEt-0.347**ECM1t-1+e1t

(1)

(2.209) (1.916) (-1.719)

R2=0.215，F(xiàn)=2.197

ΔDEt=0.131+0.487ΔISt-0.799***ECM2t-1+e2t

(2)

(0.791) (1.659) (-3.334)

R2=0.451，F(xiàn)=6.587

由誤差修正模型的估計結果可以看出，人口轉型(DE)與產業(yè)結構升級(IS)的短期波動均對彼此具有直接影響，而IS和DE對應的誤差修正項分別對各自產生短期影響，誤差修正模型中ECM1t-1和ECM2t-1的系數反映了當年相對于上一年IS和DE偏離長期均衡的糾正程度。誤差修正項的系數均為負且顯著，符合反向修正機制。分析結果表明，當IS和DE偏離長期均衡時，誤差修正項會將二者拉回長期均衡狀態(tài)。

4．Granger因果關系檢驗

上述分析表明，人口轉型(DE)與產業(yè)結構升級(IS)指標均為一階單整序列，且兩者之間存在協(xié)整關系，為了考察DE與IS在長期動態(tài)中存在的相互影響情況，進而對各變量進行Granger因果關系檢驗。

表3 Granger因果關系檢驗結果

Granger因果關系檢驗結果(見表3)表明，在給定5%的顯著性水平和滯后期數為1的條件下，根據F統(tǒng)計量對應的P值判斷可知，IS是DE的Granger原因，DE不是IS的Granger原因。而在滯后期數為2的條件下，IS和DE不是彼此的Granger原因。分析結果表明：在短期內，IS的歷史信息對DE的當前信息具有一定預測作用，而DE的歷史信息對IS的當前信息則沒有預測作用。需要說明的是，由于本文的各變量均為一階單整序列，且Granger因果檢驗得出的因果關系并非實際經濟活動中的因果關系，因此對DE和IS實際關系的認識，仍需結合相關理論與研究經驗進行分析和判斷。

5．脈沖響應函數分析

為進一步考察人口轉型(DE)與產業(yè)結構升級(IS)之間的相互關系，本文對變量進行VAR模型檢驗。根據上述分析可知DE和IS存在長期均衡關系，且變量外生性檢驗結果表明，DE和IS均對彼此具有顯著性影響，即DE和IS均為內生變量，說明可以建立VAR模型進行實證分析。根據滯后長度準則信息選擇最佳滯后期數，最終確定最佳滯后期數為2，模型估計結果如下：

ISt=2.484+0.043DEt-1+0.347DEt-2+0.575ISt-1-0.112ISt-2

(3)

R2=0.940，F(xiàn)=68.062

DEt=0.051+0.226DEt-1+0.020DEt-2+0.4621ISt-1+0.101ISt-2

(4)

R2=0.829，F(xiàn)=21.732

基于VAR模型的估計結果，為了較為全面地反映DE和IS之間的動態(tài)影響，本文進一步采用脈沖響應函數(Impulse Response Function)對DE和IS的系統(tǒng)特征進行分析。對VAR模型進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果顯示特征根的模均小于1，表明VAR模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應函數分析。

圖1 DE沖擊引起IS的響應函數 圖2 IS沖擊引起DE的響應函數

IRF分析結果表明：當人口生產偏好轉變(DE)發(fā)出一個標準差沖擊后，產業(yè)結構升級(IS)始終存在正的響應，在第3期達到峰值(0.27)，隨后影響逐漸減弱，但始終保持在正向的水平，說明人口生產偏好轉變對產業(yè)結構升級具有持久的推動作用；而當產業(yè)結構升級(IS)發(fā)出一個標準差沖擊后，人口生產偏好轉變(DE)也同樣始終存在正的響應，但相比于IS對DE的響應，DE對IS的響應較弱，在第2期和第3期達到峰值(0.18)后其影響逐漸減弱，在此之后DE對IS保持較弱的正的影響，說明產業(yè)結構升級對人口生產偏好轉變具有一定推動作用，但其作用強度相對較弱。

五、結論與啟示

通過利用陜西省1997—2017年的相關數據，采用協(xié)整分析和脈沖響應函數分析方法探討人口生產轉型與產業(yè)結構升級的內在關系，研究結果表明：陜西省產業(yè)結構不斷實現(xiàn)優(yōu)化升級，人口生產偏好逐漸由數量型偏好向質量型偏好轉變，與產業(yè)結構升級相適應的人口轉型已成為區(qū)域經濟社會發(fā)展的客觀要求和必然趨勢；以人口生產偏好轉變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a轉型與產業(yè)結構升級之間具有長期穩(wěn)定關系，二者存在正向互促效應，即人口生產轉型能夠促進產業(yè)結構優(yōu)化升級，而產業(yè)結構的高度化對區(qū)域人口生產轉型也具有一定推動作用；且相比而言，人口生產轉型對產業(yè)結構升級的作用相對更強。實證分析結果符合預期理論認識，即在區(qū)域產業(yè)結構不斷實現(xiàn)優(yōu)化升級的過程中，以人口生產偏好轉變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a轉型對產業(yè)結構升級存在顯著的引導作用和推動作用，產業(yè)結構升級對人口生產轉型的反應較為強烈，這體現(xiàn)了區(qū)域產業(yè)發(fā)展的市場特性，而從長期看來，產業(yè)結構升級雖然對人口生產轉型也存在一定正向作用，但隨著產業(yè)結構高度化的不斷實現(xiàn)以及質量型人口生產偏好的形成，產業(yè)結構升級對人口生產轉型的作用則相對較弱。

基于上述研究結論及分析，本文建議：在經濟發(fā)展的新常態(tài)時期，區(qū)域經濟發(fā)展要把握人口生產轉型的有利契機，充分發(fā)揮人口生產轉型對產業(yè)結構升級的正向效應。地區(qū)經濟發(fā)展要依托區(qū)域內人口基數，積極開發(fā)持續(xù)新增的人口潛力。教育和培訓是提升人口質量的基本途徑，因此地區(qū)經濟發(fā)展要不斷加大對教育事業(yè)的投入力度，要高度重視高質量人才的培育，著力提升本地區(qū)適齡人口的持續(xù)受教育率，尤其要提高部分較為落后地區(qū)的人才產出，要重視和普及基礎教育與職業(yè)教育，全面挖掘教育資源，創(chuàng)新教育發(fā)展模式，提升教育實力，培養(yǎng)專業(yè)型和創(chuàng)新型人才；要加強對在崗人員的職業(yè)技能培訓，不斷擴大區(qū)域人口質量紅利，平衡區(qū)域內部人口量質差異，為實現(xiàn)區(qū)域人口生產轉型創(chuàng)造有利條件；同時，要努力搭建高精尖的科研產業(yè)鏈，加大產品創(chuàng)新研發(fā)力度，鼓勵和扶持新興服務行業(yè)發(fā)展，提升區(qū)域經濟發(fā)展吸引力；要大力實施人才引進戰(zhàn)略，吸引和儲備高質量人才，充分發(fā)揮人口生產轉型對產業(yè)結構升級的正向效應，以此不斷促進區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級，進而推動區(qū)域經濟實現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定增長。

本文的局限在于，分析過程所采用的人口生產轉型指標尚不能全面反映地區(qū)人口生產偏好轉變的動態(tài)特征，對產業(yè)結構升級的分析也未考慮到產業(yè)間聚合質量的合理化方面，對于各變量指標的構建和測度有待進一步深化；另外，鑒于時間序列數據模型因其嚴格的假設條件限制，因此本文在分析中未考慮其他因素對人口生產轉型和產業(yè)結構升級的影響，其分析方法本身存在一定的局限性。