□文/張應(yīng)利 石 晶

（塔里木大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 新疆·阿拉爾）

［提要］ 為研究以農(nóng)業(yè)為主地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與人口結(jié)構(gòu)關(guān)系，本文利用2002～2020 年數(shù)據(jù)了解新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀和人口結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，構(gòu)建VAR模型研究新疆地區(qū)人口結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)互動(dòng)影響。結(jié)果表明：男女比例增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就降低；城鎮(zhèn)化率增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就增加；人口老齡化增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就增加。

隨著我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷推進(jìn)，國(guó)際貿(mào)易合作力度日益增強(qiáng)，粗放型經(jīng)濟(jì)對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型帶來(lái)諸多問(wèn)題，而我國(guó)從計(jì)劃生育到二孩政策實(shí)施到現(xiàn)在開放三孩，人口結(jié)構(gòu)也會(huì)隨之改變，而人口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)密切相關(guān)，男女比例、人口老齡化都會(huì)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變。目前，新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相對(duì)落后，比例不合理，嚴(yán)重阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理會(huì)導(dǎo)致各產(chǎn)業(yè)之間的發(fā)展不穩(wěn)定，甚至出現(xiàn)內(nèi)部惡性競(jìng)爭(zhēng)。根據(jù)資料顯示，新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是依托于第一產(chǎn)業(yè)，而最近幾年勞動(dòng)率、技術(shù)創(chuàng)新和資本投入沒(méi)有顯著的增長(zhǎng)，導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對(duì)滯后。

一、新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀

本文通過(guò)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒、新疆統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)等渠道，收集了2002～2020 年新疆的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重、男女比例、城鎮(zhèn)化率、老齡化的人口比重4 組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，本文采用的是Eviews 軟件做的分析。（圖1）

圖1 新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)圖

新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨勢(shì)比較穩(wěn)定，2002～2019 年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比重一直處于63%～72%之間，在2019 年所占比重最大達(dá)到71.68%，而在2005 年所占比重最低只有63.51%。新疆男女比例為1.05 的年份居多，2010 年男女比例達(dá)到最高為1.07，男女比例在2018 年達(dá)到均衡，從總體來(lái)看，新疆男女比例呈下降的趨勢(shì)。而新疆城鎮(zhèn)化率不斷提高，城鎮(zhèn)化率由2002 年的33.84%增長(zhǎng)到2019 年的51.88%，進(jìn)一步追近我國(guó)平均城鎮(zhèn)化率（根據(jù)資料顯示：2019 年我國(guó)城鎮(zhèn)化率為60.60%）。新疆老齡化從整體上呈上升的趨勢(shì)，2003 年最低為5.43%，2020 年最高為7.76%，本文采用65 歲以上人口比例超過(guò)7%則為老齡化社會(huì)的標(biāo)準(zhǔn)。從圖中可以看出，2013 年之前（二孩政策提出之前）65 歲人口比例超過(guò)7%的只有2008 年，而自2015 年之后新疆老齡化均超過(guò)7%，超過(guò)了國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)，而其他年份多數(shù)都趨于7%，屬于老齡化社會(huì)。

二、VAR模型構(gòu)建

（一）指標(biāo)選取。人口結(jié)構(gòu)選取男女比例（x2）、城鎮(zhèn)化率（x3）、老齡化（65 歲以上）的人口比重（x4）這3 個(gè)因素作為解釋變量。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)選取非農(nóng)產(chǎn)業(yè)（y）作為被解釋變量，反映新疆產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。

（二）時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型確立。本文為描述新疆地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間的關(guān)系，對(duì)相關(guān)指標(biāo)變量均做對(duì)數(shù)處理，即建立的方程是雙對(duì)數(shù)模型，這樣不僅可以縮小數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)誤差，提高實(shí)證研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，而且對(duì)數(shù)模型能更完整地詮釋解釋變量和被解釋變量之間的比例關(guān)系，使得對(duì)新疆地區(qū)的實(shí)證結(jié)果更具有可信度。本文選用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重（y）為被解釋變量，男女比例（x2）、城鎮(zhèn)化率（x3）、老齡化（x4）為解釋變量，設(shè)定的多元回歸模型可表示為：

1、平穩(wěn)性檢驗(yàn)。針對(duì)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用的是運(yùn)用ADF 的檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的原假設(shè)為：序列存在單位根；備擇假設(shè)為：序列不存在單位根。從相關(guān)指標(biāo)的ADF 檢驗(yàn)結(jié)果看，變量lny、lnx2、lnx3、lnx4都沒(méi)有拒絕原假設(shè)，則表明變量lny、lnx2、lnx3、lnx4都是非平穩(wěn)時(shí)間序列；但是，將lny、lnx2、lnx3、lnx4進(jìn)行二階差分，它們的二階差分D（lny）、D（lnx2）、D（lnx3）、D（lnx4）在1%、5%、10%的三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的t 統(tǒng)計(jì)量值都小于臨界值，從而拒絕原假設(shè)。表明在1%、5%、10%的三個(gè)顯著性水平下，D（lny）、D（lnx2）、D（lnx3）、D（lnx4）都是二階差分平穩(wěn)序列。因而，可以進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

2、協(xié)整檢驗(yàn)。因?yàn)楦鱾€(gè)指標(biāo)之間已經(jīng)通過(guò)單位根檢驗(yàn)，為了避免出現(xiàn)偽回歸，故構(gòu)建模型之前，首先對(duì)人口結(jié)構(gòu)相關(guān)指標(biāo)和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對(duì)e（e=resid）序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于殘差序列的均值為0，所以選擇無(wú)截距項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)的ADF 檢驗(yàn)。根據(jù)殘差序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果，在1%、5%、10%的顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-2.728252、-1.966270、-1.605026，t 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-4.225182 小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說(shuō)明各項(xiàng)指標(biāo)之間存在協(xié)整關(guān)系。同時(shí)，表明變量lny、lnx2、lnx3、lnx4之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)看作均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型將短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來(lái)。

利用OLS 方法估計(jì)回歸模型，得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果：

查5%顯著性水平下的DW 統(tǒng)計(jì)表可知，dl=0.84，du=1.750，du＜DW＜4-du，說(shuō)明在5%顯著性水平下廣義差分后模型已無(wú)自相關(guān)。

3、新疆地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)的格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)方法實(shí)質(zhì)是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中。由于我們無(wú)法從協(xié)整檢驗(yàn)得知新疆地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)之間的因果關(guān)系，所以需用格蘭杰因果檢驗(yàn)研究?jī)烧咧g究竟誰(shuí)是因誰(shuí)是果的問(wèn)題。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)有一個(gè)前提條件，那就是要求所檢驗(yàn)的變量均具有平穩(wěn)性。本文中變量lny、lnx2、lnx3、lnx4均是不平穩(wěn)的，一階差分后的變量lny、lnx2、lnx3、lnx4均具有平穩(wěn)性。因此，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)lny、lnx2、lnx3、lnx4的關(guān)系。

根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果得出，在10%的顯著性水平下，x2不是y 的Granger 原因，即新疆男女比例不是新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的Granger 原因；x3是y 的Granger 原因，即新疆地區(qū)城鎮(zhèn)化率的變化導(dǎo)致新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的變化；x4不是y 的Granger 原因，即新疆老齡化不是新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重的Granger 原因?？偟膩?lái)看，人口結(jié)構(gòu)的變化可能會(huì)引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。

4、VAR模型的估計(jì)。根據(jù)VAR 模型的估計(jì)結(jié)果可知，4 個(gè)指標(biāo)之間可以建立VAR 模型。VAR 模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造的模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的VAR 模型。經(jīng)過(guò)多次試驗(yàn)，得到VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1階。根據(jù)VAR 模型估計(jì)結(jié)果可以得出VAR 模型統(tǒng)計(jì)性質(zhì)較好，并且5個(gè)回歸方程的可決系數(shù)分別達(dá)到了0.878641、0.774844、0.977528、0.681480，這說(shuō)明這5 個(gè)函數(shù)的擬合程度較高。因此，VAR 模型為隨后的脈沖分析和方差分解奠定基礎(chǔ)。

5、脈沖響應(yīng)分析。根據(jù)脈沖響應(yīng)分析得出，Lnx2對(duì)lny 的影響是負(fù)向的，并且趨于零，到了第八期完全為零，這表明新疆男女比例對(duì)新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響具有較短時(shí)間的持續(xù)效應(yīng)，到了第八期就沒(méi)什么影響了。Lnxy 對(duì)lnx3的影響完全是處于正向的，第二期達(dá)到峰值，第五期開始處于穩(wěn)定狀況，這表明新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重增加可以推動(dòng)新疆城鎮(zhèn)化，第二期的影響最大，從第五期開始影響就處于穩(wěn)定狀況。Lnx2對(duì)lny 的影響是正向的，并且趨于零，到了第八期完全為零，這表明新疆人口老齡化可以推動(dòng)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并且人口老齡化對(duì)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的影響具有較短時(shí)間的持續(xù)效應(yīng)，到了第八期就沒(méi)有什么影響了。

6、方差分解。根據(jù)方差分解結(jié)果得出，在第九期后基本穩(wěn)定。從長(zhǎng)期來(lái)看，新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比重約有25%是由自身決定的，說(shuō)明新疆非農(nóng)產(chǎn)業(yè)具有自我發(fā)展的能力。lnx2水平變化的沖擊從長(zhǎng)期來(lái)看能解釋非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比重增長(zhǎng)變化的9%，lnx3水平變化的沖擊從長(zhǎng)期來(lái)看能解釋非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比重增長(zhǎng)變化的44%，lnx4水平變化的沖擊從長(zhǎng)期來(lái)看能解釋非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比重增長(zhǎng)變化的22%。

三、結(jié)論

本文通過(guò)使用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、VAR 模型估計(jì)、脈沖分析、方差分解實(shí)證分析了新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人口結(jié)構(gòu)的關(guān)系，得出以下三條結(jié)論：

（一）男女比例增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就降低。男女性別比例屬于人口結(jié)構(gòu)的一種自然屬性，通常在自然規(guī)律調(diào)節(jié)下，人口性別比例會(huì)相對(duì)穩(wěn)定，性別比例一般都不會(huì)超出正常值范圍。根據(jù)其他文獻(xiàn)資料了解到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整會(huì)產(chǎn)生一些積極影響，比如勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向知識(shí)、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，可以弱化性別歧視，提高女性就業(yè)概率，增加女性就業(yè)人口比重，同時(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整還可以完善社會(huì)的養(yǎng)老服務(wù)體系，減輕人們養(yǎng)兒防老的傳統(tǒng)觀念，以及在一定程度上降低了人們對(duì)于男孩的非理性需求，對(duì)于改善新生人口的性別比例產(chǎn)生了重要影響。

（二）城鎮(zhèn)化率增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就增加。人口空間分布結(jié)構(gòu)是人口在經(jīng)濟(jì)、政治、文化、社會(huì)、地理等諸多因素的綜合作用下所形成的空間分布狀態(tài)。比如，從人口的城鄉(xiāng)分布結(jié)構(gòu)來(lái)看，隨著社會(huì)發(fā)展，新疆人口向城市聚集，2020 年城鎮(zhèn)人口比重已達(dá)到52.4%，較高的城市化水平使得新疆人口加速向市區(qū)聚集。新疆人口向城市聚集源于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的原因主要在于農(nóng)村就業(yè)機(jī)會(huì)減少，城市就業(yè)機(jī)會(huì)增多。農(nóng)村農(nóng)業(yè)比重持續(xù)下降，壓縮了農(nóng)村人口的就業(yè)空間，迫使農(nóng)村人口向城市流動(dòng)，以便尋求新的就業(yè)機(jī)會(huì)；而城市的服務(wù)業(yè)比重持續(xù)上升，提高了城市就業(yè)概率，這就會(huì)導(dǎo)致就業(yè)人口和非就業(yè)人口都向城市聚集。

（三）人口老齡化增加，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占比例就增加。根據(jù)查找的文獻(xiàn)了解到，人口老齡化改變了人口結(jié)構(gòu)，人口結(jié)構(gòu)的變化會(huì)影響社會(huì)消費(fèi)結(jié)構(gòu)。由于平均年齡的提高，中老年人群對(duì)消費(fèi)品的創(chuàng)新性相對(duì)于青年群體，沒(méi)有太大追求欲望，社會(huì)上追求最新的科技產(chǎn)品的消費(fèi)群體往往是年輕一代，而中老年人群很少表現(xiàn)出對(duì)科技創(chuàng)新產(chǎn)品的熱情，這會(huì)降低整個(gè)社會(huì)對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)意愿和消費(fèi)能力，進(jìn)而阻礙制造業(yè)企業(yè)的產(chǎn)品升級(jí)和產(chǎn)業(yè)升級(jí)。