人口生产转型与产业结构升级相关性分析
——以陕西省为例
杨 昕， 米瑞华
(延安大学 经济管理学院， 陕西 延安 716000)
[摘要] 以人口生产偏好转变为特征的人口生产转型与产业结构升级之间的联系应进一步重视。基于陕西省1997—2017年的相关数据，通过相关模型与技术分析方法探讨了人口生产转型与产业结构升级的双向关系。研究认为：人口生产转型与产业结构升级具有长期稳定关系，二者之间存在正向互促效应，且人口生产转型对产业结构升级的作用强度相对更大。在经济发展新常态时期应注重从人口生产转型中发掘产业结构升级的有利契机，以不断推动区域经济持续稳定增长。
[关键词] 人口转型； 产业结构； 人力资本； 陕西省
一、引言
随着我国经济社会发展水平的不断提高和人口生育政策的变动[1]，以人口生产偏好转变为特征的人口生产转型已经成为经济社会发展的既定事实[2]。人口生产转型不仅影响区域经济增长[3]，而且对区域产业结构升级也具有重要作用。揭示人口生产转型与产业结构升级之间的关系，对制定区域人口经济发展政策、利用人口生产转型推动产业结构升级具有重要的参考价值。区别于人口学上一般意义的人口再生产类型的转变[4]，人口生产转型是指人口生产偏好由数量型偏好向质量型偏好的转变[2]。人口质量是人口经济学的一个重要范畴，是与人口数量相对应的一个重要概念，“通常是指人口本身的综合性素养和能力，可分为身体素质、文化科学素质和道德素质三个因素”[5]。人口质量的提升不仅能够为经济增长提供新的动力[6]，也能不断推动区域产业结构实现优化升级[7]。
梳理已有研究可以发现，学者们的分析主要集中于从人力资本的角度出发分析人力资本积累与产业结构升级之间的关系。大部分学者通过教育年限法[8-14]，或者通过构建其他代理变量表征人力资本水平[15-18]，同时也有部分学者考虑了人力资本的内部结构和分布结构[10-14]，基于国家级[15,18]、省级[8-14,16-17]的不同空间尺度，采用VAR模型[8,9,13]、ECM模型[10]、VEC模型[14]、面板回归模型[11]、空间回归模型[12,13,16]、PSTR模型[17]、灰色关联分析[18]以及理论分析[19-21]等方法探讨人力资本积累与产业结构升级的关系。如李芳(2018)认为人力资本对产业结构具有持久推动作用，而产业结构升级对人力资本水平的影响则不明显[8]；陈恩、李卫卫(2017)认为产业结构升级对人力资本的冲击效应更为明显，而人力资本水平对产业结构升级则存在较为明显的滞后效应[9]；张其春、郗永勤(2006)认为区域人力资本积累能够促进产业结构调整，产业结构调整对人力资本投资与配置存在反作用[19]；汪秀、田喜洲(2012)则认为我国人力资本和产业结构呈非对称性[21]。
已有研究为本文提供了重要参考，但仍存在改进空间。第一，人力资本和人口质量虽然可以在概念上相互借用[22]，但人力资本积累却不能等同于人口生产转型的概念，因此，研究需要基于构建体现变量理论意义的指标来分析人口生产转型与产业结构升级之间的关系；第二，在已有相关研究中，多数分析集中于探讨研究变量的单向关系[10-15]，而关于人口生产转型与产业结构升级之间双向关系的研究则较少，且二者之间的双向关系尚无定论。因此，从人口生产转型的角度出发，结合实证分析进一步探讨二者之间的双向关系具有研究上的必要性；第三，部分实证分析在采用VAR模型的过程中，仅仅考察变量之间的长期关系，而忽略其短期关系，从而导致分析存在遗漏模型检验等问题[8,9,15]，因此，其实证分析方法有待进一步规范。
二、人口生产转型与产业结构升级的内在机制
以人口生产偏好由数量型偏好向质量型偏好转变为特征的区域人口生产转型，其主要表现为人口质量的提升。人口质量的提升对经济发展的作用是多方面的，其不仅能够促进经济持续增长[23]，同时也能推动区域产业结构升级[24]。而人口质量对区域产业结构升级的作用则主要通过人力资本需求和人力资本供给的方式得以实现[7]。
首先，就人力资本需求对产业结构升级的作用而言，其主要表现在对产品、劳务的数量需求和质量需求的两方面影响。一方面，人力资本的不断提升会引起对市场上相应产品、劳务的需求变动，市场需求的变动进而会催生某些新兴的产业，同时也会导致部分产业的消亡，由此对区域的产业结构调整产生一定的引导作用。另一方面，人力资本的提升会对产品、劳务的质量产生较高需求，对质量需求的增加则会进一步刺激产品结构和产业结构的不断优化升级。其次，就人力资本供给对产业结构升级的作用而言，有效的人力资本供给能够提升产业转移弹性、增强产业活力、提高产业结构升级承载力，进而对区域产业结构升级产生一定推动作用。随着高等教育的普及和医疗卫生条件的改善等，劳动力素质进一步提高，区域人口质量得到不断提升，这将直接为区域产业结构升级提供动力。另外，人口质量的提升与产业结构之间也并非单向作用，以人力资本存量提升为特征的人口生产转型不仅作用于产业结构，同时也受力于产业结构，产业结构的高度化会扩大对人力资本的需求，进而影响人力资本投资，最终会对人口质量产生一定的拉动作用，从而不断促进区域实现人口生产转型。
基于对已有研究文献的回顾和对人口生产转型与产业结构升级之间相关性的内在机制分析，本文研究假设认为：人口生产转型与产业结构升级之间存在正向互促效应。以下仅以陕西省为例，通过构建相关指标，采用协整检验和脉冲响应函数分析等方法对研究假设进行实证检验。
三、数据与指标
1．数据来源
基于相关理论和研究数据的可获得性，收集整理陕西省的经济、社会、人口等方面的指标。其中，三次产业产值和人口自然增长率来源于历年《陕西统计年鉴》，中专以上学历人口等来源于历年《中国人口和就业统计年鉴》。
2．变量说明
对区域产业结构升级的衡量，学者们一般根据克拉克定理采用非农产业产值占比表示，而干春晖(2011)等人认为信息技术的发展推动了第三产业的迅速扩张，这对发达经济体的产业结构造成巨大冲击，出现了经济服务化的趋势，如果仍采用非农产业产值占比来测度产业结构高级化则会产生较大误差，无法反映第三产业增长率略高于第二产业增长率的事实[28]。基于对产业结构演进规律的认识，本文采用二三产业产值之和与第一产业产值之比作为表征产业结构升级(IS)的指标，相比于克拉克法，该指标更能突出反映产业结构升级的演进趋势，也更符合研究区域的产业发展特点。
要对一定时空下特定区域的人口生产转型做出科学评估，其涉及到人口经济等诸多方面的内容和指标，而教育被认为是提升人口质量的主要途径，区域人口受教育程度的提升对促进人口生产转型具有重要作用[25]。因此，基于相关理论认识和数据的可获得性，本文参照杨建芳(2006)[26]和杨成钢(2017)[27]等人的做法，研究选择以6岁以上人口中受教育程度为高中及以上学历的人口占比作为表征人口质量的重要指标，同时考虑人口数量变化因素，以人口自然增长率表征人口数量变化趋势，采用6岁以上人口中受教育程度为高中及以上学历的人口占比与人口自然增长率的倒数作为表征人口生产转型(DE)的变量指标。区别于一般用于测度人力资本水平的受教育年限等方法，该指标同时考虑人口质量和人口数量变动因素，能够更好的反映人口生产偏好转变的动态特征。
四、计量模型的构建、检验与分析
1．变量平稳性检验
ΔISt=0.245+0.313ΔDEt-0.347**ECM1t-1+e1t
表 1变量的单位根检验结果
注：c，t，k分别代表检验类型中是否有截距项、时间趋势项以及滞后阶数。
2．协整关系检验
基于以上变量均为一阶单整序列的单位根检验结果，为检验回归方程所描述的因果关系是否为伪回归，即检验人口生产偏好转变(DE)与产业结构升级(IS)之间是否存在长期稳定关系，因此对变量进行Johansen协整检验。同时采用迹检验和最大特征值检验两种方法，确定最优滞后阶数为1，最终检验结果见表2。
高职教育的专业设置要谨慎选择。高职学校在专业设置方面不应该追求广而多，而应该追求精而深。要对自己的优势有全面的了解，并在对社会人才需求有充分了解的情况下，结合自己的优势设置相应学科。此外，社会发展日新月异，对人才的要求也会不断地发生变化，告知学校也要根据市场的变化及时调整自己的人才培养方式。
表 2 Johansen的变量协整检验结果
Johansen协整检验表明人口转型(DE)与产业结构升级(IS)之间存在长期稳定关系，但在短期内二者是否对彼此存在显著影响需建立误差修正模型(ECM)进一步考察DE和IS的短期关系。分别以DE和IS作为解释变量和被解释变量进行OLS回归，根据回归结果生成滞后一期的残差序列ECM1t-1和ECM2t-1，结合AIC等信息准则，以ΔDEt和ΔISt分别作为解释变量和被解释变量，假设各方程扰动项为e1t和e2t，将ECM1t-1和ECM2t-1引入对应方程进行OLS回归，得到误差修正模型的估计结果如下：
3．ECM模型检验
Johansen协整检验结果显示：在5%的显著性水平下，迹检验均拒绝了不存在协整关系和至少存在一个协整关系的原假设；最大特征值检验不拒绝不存在协整关系的原假设，但同时拒绝了至少存在一个协整关系的原假设。而已有研究表明迹统计量较之最大特征值统计量更具稳健性，因此，协整检验结果表明变量之间存在协整关系，即人口转型(DE)与产业结构升级(IS)之间存在长期稳定关系。
由于本文各变量均为时间序列数据，因此首先对各变量的时间序列数据进行平稳性检验。采用ADF单位根检验方法，选取最大滞后期数为2，根据AIC等信息准则确定检验类型，最终检验结果见表1。检验结果表明：在1%的显著性水平下，ADF检验均拒绝了各序列变量为平稳序列的原假设，说明各变量均为一阶差分平稳序列，即一阶单整序列。
经尾静脉注射肿瘤细胞后，小鼠体质稳定，状态良好。4%多聚甲醛固定48 h后肝组织的大体标本，于体视显微镜下观察，发现对照组的肝组织有少量的转移灶，实验组和预防组未发现肉眼可见的转移灶；对照组可见微小转移灶，在实验组和预防组未见明显的微小转移灶。
(1)
R2=0.940，F=68.062
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R2=0.215，F=2.197
ΔDEt=0.131+0.487ΔISt-0.799***ECM2t-1+e2t
(2)
(0.791) (1.659) (-3.334)
R2=0.451，F=6.587
由误差修正模型的估计结果可以看出，人口转型(DE)与产业结构升级(IS)的短期波动均对彼此具有直接影响，而IS和DE对应的误差修正项分别对各自产生短期影响，误差修正模型中ECM1t-1和ECM2t-1的系数反映了当年相对于上一年IS和DE偏离长期均衡的纠正程度。误差修正项的系数均为负且显著，符合反向修正机制。分析结果表明，当IS和DE偏离长期均衡时，误差修正项会将二者拉回长期均衡状态。
4．Granger因果关系检验
上述分析表明，人口转型(DE)与产业结构升级(IS)指标均为一阶单整序列，且两者之间存在协整关系，为了考察DE与IS在长期动态中存在的相互影响情况，进而对各变量进行Granger因果关系检验。
表 3 Granger因果关系检验结果
为进一步考察人口转型(DE)与产业结构升级(IS)之间的相互关系，本文对变量进行VAR模型检验。根据上述分析可知DE和IS存在长期均衡关系，且变量外生性检验结果表明，DE和IS均对彼此具有显著性影响，即DE和IS均为内生变量，说明可以建立VAR模型进行实证分析。根据滞后长度准则信息选择最佳滞后期数，最终确定最佳滞后期数为2，模型估计结果如下：
5．脉冲响应函数分析
Granger因果关系检验结果(见表3)表明，在给定5%的显著性水平和滞后期数为1的条件下，根据F统计量对应的P值判断可知，IS是DE的Granger原因，DE不是IS的Granger原因。而在滞后期数为2的条件下，IS和DE不是彼此的Granger原因。分析结果表明：在短期内，IS的历史信息对DE的当前信息具有一定预测作用，而DE的历史信息对IS的当前信息则没有预测作用。需要说明的是，由于本文的各变量均为一阶单整序列，且Granger因果检验得出的因果关系并非实际经济活动中的因果关系，因此对DE和IS实际关系的认识，仍需结合相关理论与研究经验进行分析和判断。
本研究采用分层随机对照统计模型进行前瞻性研究，显示机构康复协同个体化家庭康复对不同病因精神发育迟滞患儿的康复治疗效果显著，早期科学的为患儿制定经济合理的康复治疗方案，能最大限度减轻患儿家庭的经济负担，指导个体化的家庭康复训练，增强患儿家庭康复治疗的依从性，提高疗效，最大限度改善患儿生活质量和预后，让患儿尽早回归社会，为建立适合中国国情并符合国家新医改关于分级诊疗政策的新型康复模式提供科学依据。
ISt=2.484+0.043DEt-1+0.347DEt-2+0.575ISt-1-0.112ISt-2
(3)
(2.209) (1.916) (-1.719)
我国天然气进口大幅攀升，进口来源进一步多元化。2017年，我国天然气进口946亿立方米，同比增长31%。其中，进口管道气420亿立方米，同比增长8.8%。和管道气相比，进口LNG具有贸易方式灵活多样、供应较为安全等优点。叠加非冬季保供期价格相对较低的利好，使进口LNG成为2017年我国保障天然气需求增长的主要来源。2017年，我国LNG进口量为526亿立方米，进口资源目标国达22个，进口资源目标国进一步多元化。
空气净化处理设备如空气净化器、光触媒、活性炭、定量活性氧技术等都可以有效去除苯、甲醛、胺等有毒气体，杀灭细菌病毒，净化车内空气，快速实现车内空气纯净、清新，保障驾乘人员健康。
DEt=0.051+0.226DEt-1+0.020DEt-2+0.4621ISt-1+0.101ISt-2
(4)
R2=0.829，F=21.732
基于VAR模型的估计结果，为了较为全面地反映DE和IS之间的动态影响，本文进一步采用脉冲响应函数(Impulse Response Function)对DE和IS的系统特征进行分析。对VAR模型进行平稳性检验，检验结果显示特征根的模均小于1，表明VAR模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析。
2．建立专职的教研体系，引入批判性思维教学模式。在高校建立专职的教研体系，引入批判性思维教学模式，有助于提升创新创业教育的层次感，增强课程设置和规划的科学性，改善教学效果。同时，该模式对教师的综合素质和逻辑推理能力要求较高，有助于促进师资队伍的专业化。
图1 DE冲击引起IS的响应函数 图2 IS冲击引起DE的响应函数
IRF分析结果表明：当人口生产偏好转变(DE)发出一个标准差冲击后，产业结构升级(IS)始终存在正的响应，在第3期达到峰值(0.27)，随后影响逐渐减弱，但始终保持在正向的水平，说明人口生产偏好转变对产业结构升级具有持久的推动作用；而当产业结构升级(IS)发出一个标准差冲击后，人口生产偏好转变(DE)也同样始终存在正的响应，但相比于IS对DE的响应，DE对IS的响应较弱，在第2期和第3期达到峰值(0.18)后其影响逐渐减弱，在此之后DE对IS保持较弱的正的影响，说明产业结构升级对人口生产偏好转变具有一定推动作用，但其作用强度相对较弱。
横向力F与作用点处茎秆的挠度a，作用点距地高度h，茎秆弹性模量E及截面惯性矩I有关。只要知道a，h，E，I值，即可算出F值。
五、结论与启示
通过利用陕西省1997—2017年的相关数据，采用协整分析和脉冲响应函数分析方法探讨人口生产转型与产业结构升级的内在关系，研究结果表明：陕西省产业结构不断实现优化升级，人口生产偏好逐渐由数量型偏好向质量型偏好转变，与产业结构升级相适应的人口转型已成为区域经济社会发展的客观要求和必然趋势；以人口生产偏好转变为特征的人口生产转型与产业结构升级之间具有长期稳定关系，二者存在正向互促效应，即人口生产转型能够促进产业结构优化升级，而产业结构的高度化对区域人口生产转型也具有一定推动作用；且相比而言，人口生产转型对产业结构升级的作用相对更强。实证分析结果符合预期理论认识，即在区域产业结构不断实现优化升级的过程中，以人口生产偏好转变为特征的人口生产转型对产业结构升级存在显著的引导作用和推动作用，产业结构升级对人口生产转型的反应较为强烈，这体现了区域产业发展的市场特性，而从长期看来，产业结构升级虽然对人口生产转型也存在一定正向作用，但随着产业结构高度化的不断实现以及质量型人口生产偏好的形成，产业结构升级对人口生产转型的作用则相对较弱。
基于上述研究结论及分析，本文建议：在经济发展的新常态时期，区域经济发展要把握人口生产转型的有利契机，充分发挥人口生产转型对产业结构升级的正向效应。地区经济发展要依托区域内人口基数，积极开发持续新增的人口潜力。教育和培训是提升人口质量的基本途径，因此地区经济发展要不断加大对教育事业的投入力度，要高度重视高质量人才的培育，着力提升本地区适龄人口的持续受教育率，尤其要提高部分较为落后地区的人才产出，要重视和普及基础教育与职业教育，全面挖掘教育资源，创新教育发展模式，提升教育实力，培养专业型和创新型人才；要加强对在岗人员的职业技能培训，不断扩大区域人口质量红利，平衡区域内部人口量质差异，为实现区域人口生产转型创造有利条件；同时，要努力搭建高精尖的科研产业链，加大产品创新研发力度，鼓励和扶持新兴服务行业发展，提升区域经济发展吸引力；要大力实施人才引进战略，吸引和储备高质量人才，充分发挥人口生产转型对产业结构升级的正向效应，以此不断促进区域产业结构优化升级，进而推动区域经济实现持续稳定增长。
本文的局限在于，分析过程所采用的人口生产转型指标尚不能全面反映地区人口生产偏好转变的动态特征，对产业结构升级的分析也未考虑到产业间聚合质量的合理化方面，对于各变量指标的构建和测度有待进一步深化；另外，鉴于时间序列数据模型因其严格的假设条件限制，因此本文在分析中未考虑其他因素对人口生产转型和产业结构升级的影响，其分析方法本身存在一定的局限性。
The number of tokens of FC is 6637,and the types of it is 1233;while for MC,there are 6703tokens and 1306 types.Therefore,it can be calculated that the TTR of FC is 0.1858,while the TTR of MC is 0.1948.That is to say,men’s language is more rich than women’s in Friends.
[参考文献]
[1]王金营,戈艳霞.全面二孩政策实施下的中国人口发展态势 [J].人口研究,2016(6):3-21.
[2]杭帆,郭剑雄.人口转型与发展阶段的演进[J].西北人口,2016(3):8-13.
[3]郝海霞.人口量质偏好转型与中国经济增长——基于1990—2015年数据的分析[J].经济视角,2017(3):25-31.
[4]董银兰,等.人口学概论[M].北京:科学出版社,2004:26.
[5]李仲生.人口经济学[M]. 北京:清华大学出版社,2013:160-174.
[6]张同斌.从数量型“人口红利”到质量型“人力资本红利”——兼论中国经济增长的动力转换机制[J].经济科学,2016(5):5-17.
[7]孙久文.区域经济学[M].北京:首都经贸大学出版社,2017:68-95.
[8]李芳.基于VAR模型的人力资本与产业结构升级的关系研究——以山西省为例[J].新疆农垦经济,2018(9):72-77.
[9]陈恩,李卫卫.人力资本积累与产业结构升级的双向关系研究[J].西北人口,2017(2):18-23.
[10]李君,陈长瑶,侯玉珠,王若菲.人力资本对产业结构转型升级作用的实证分析——以云南省为例[J].西部经济管理论坛,2018(3):81-88.
[11]王萍,肖念.人力资本对产业结构升级的影响——基于1996—2013年省际面板数据的分析[J].经管研究,2016(5):90-93.
[12]张阳，姜学民.人力资本对产业结构优化升级的影响——基于空间面板数据模型的研究[J].财经问题研究,2016(2):106-113.
[13]林春艳,孔凡超,孟祥艳.人力资本对产业结构转型升级的空间效应研究——基于动态空间Durbin模型[J].区域经济研究,2017(6):122-129.
[14]吴国强,鲍旭辉,李越.人力资本积累、人力资本结构与区域产业结构升级的关系[J].科技和产业,2014(8):67-72.
[15]黄文正.人力资本积累与产业结构升级的关系——基于VAR模型的实证分析[J].经济问题探索,2011(3):24-27.
[16]郑玉.人力资本集聚、空间溢出与产业结构转型升级——基于空间过滤模型的区域对比分析[J].经济问题探索,2017(12):148-155.
[17]孙海波,焦翠红,林秀梅. 人力资本集聚对产业结构升级影响的非线性特征——基于PSTR模型的实证研究[J].经济科学,2017(2):5-17.
[18]张桂文,孙亚南.人力资本与产业结构演进耦合关系的实证研究[J].中国人口科学,2014(6):96-128.
[19]张其春,郗永勤. 区域人力资本与产业结构调整的互动关系[J].现代经济探讨,2006(8):16-18，52.
[20]刘桂芝,张肃.东北地区产业结构演进中的人力资本效应[J].经济问题探索,2004(6):90-95.
[21]汪秀,田喜洲.人力资本和产业结构互动关系研究综述[J].重庆工商大学学报(社会科学版),2012(2):28-34.
[22]刘琦,郭剑雄.人口偏好结构转变、人口质量红利与农业发展：以中国东部地区为例[J].西北人口,2013(6):13-24.
[23]苏妍,逯进.我国人力资本与经济增长耦合关系的综合特征研究[J].西北人口,2018(4):11-33.
[24]张国强,温君,汤向俊.中国人力资本、人力资本结构与产业结构升级[J].中国人口 资源与环境,2011(10):138-146.
[25]钟水映,简新华.人口、资源与环境经济学[M]. 北京:科学出版社,2005:97-110.
[26]杨建芳,龚六堂,张庆华.人力资本形成及其对经济增长的影响——一个包含教育和健康投入的内生增长模型及其检验[J].管理世界,2006(5):10-19.
[27]杨成钢,闫东东.质量、数量双重视角下的中国人口红利经济效应变化趋势分析[J].人口学刊,2017(5):25-35.
[28]干春晖,郑若谷,余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响[J].经济研究,2011(5):4-16.
[中图分类号] F241
[文献标识码] A
[文章编号] 2096- 4005( 2019) 04- 0033- 06
[收稿日期] 2019-03-20
[作者简介] 杨昕(1993—)，男，陕西礼泉人，延安大学经济管理学院硕士研究生，主要研究方向为人口经济和区域经济；
[通讯作者] 米瑞华(1983—)，女，陕西米脂人，延安大学经济管理学院硕士研究生导师，华东师范大学公共管理学院博士后，主要研究方向为人口地理、人口经济等。
[基金项目] 陕西省软科学陕西省创新能力支撑计划项目(2018KRM028)；陕西省教育厅一般项目(18JK0850)；延安大学研究生教育创新计划项目(YCX201914)
[责任编辑：刘 英]
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