楊 昕， 米瑞華

(延安大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院， 陜西 延安 716000)

一、引言

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的不斷提高和人口生育政策的變動(dòng)[1]，以人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a(chǎn)轉(zhuǎn)型已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的既定事實(shí)[2]。人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型不僅影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[3]，而且對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)也具有重要作用。揭示人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系，對(duì)制定區(qū)域人口經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策、利用人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有重要的參考價(jià)值。區(qū)別于人口學(xué)上一般意義的人口再生產(chǎn)類型的轉(zhuǎn)變[4]，人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型是指人口生產(chǎn)偏好由數(shù)量型偏好向質(zhì)量型偏好的轉(zhuǎn)變[2]。人口質(zhì)量是人口經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)重要范疇，是與人口數(shù)量相對(duì)應(yīng)的一個(gè)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(zhì)、文化科學(xué)素質(zhì)和道德素質(zhì)三個(gè)因素”[5]。人口質(zhì)量的提升不僅能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供新的動(dòng)力[6]，也能不斷推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)優(yōu)化升級(jí)[7]。

梳理已有研究可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系。大部分學(xué)者通過教育年限法[8-14]，或者通過構(gòu)建其他代理變量表征人力資本水平[15-18]，同時(shí)也有部分學(xué)者考慮了人力資本的內(nèi)部結(jié)構(gòu)和分布結(jié)構(gòu)[10-14]，基于國(guó)家級(jí)[15,18]、省級(jí)[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(guān)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系。如李芳(2018)認(rèn)為人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有持久推動(dòng)作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)人力資本水平的影響則不明顯[8]；陳恩、李衛(wèi)衛(wèi)(2017)認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)人力資本的沖擊效應(yīng)更為明顯，而人力資本水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)則存在較為明顯的滯后效應(yīng)[9]；張其春、郗永勤(2006)認(rèn)為區(qū)域人力資本積累能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)人力資本投資與配置存在反作用[19]；汪秀、田喜洲(2012)則認(rèn)為我國(guó)人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈非對(duì)稱性[21]。

已有研究為本文提供了重要參考，但仍存在改進(jìn)空間。第一，人力資本和人口質(zhì)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(chǎn)轉(zhuǎn)型的概念，因此，研究需要基于構(gòu)建體現(xiàn)變量理論意義的指標(biāo)來分析人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的關(guān)系；第二，在已有相關(guān)研究中，多數(shù)分析集中于探討研究變量的單向關(guān)系[10-15]，而關(guān)于人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間雙向關(guān)系的研究則較少，且二者之間的雙向關(guān)系尚無定論。因此，從人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的角度出發(fā)，結(jié)合實(shí)證分析進(jìn)一步探討二者之間的雙向關(guān)系具有研究上的必要性；第三，部分實(shí)證分析在采用VAR模型的過程中，僅僅考察變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系，而忽略其短期關(guān)系，從而導(dǎo)致分析存在遺漏模型檢驗(yàn)等問題[8,9,15]，因此，其實(shí)證分析方法有待進(jìn)一步規(guī)范。

二、人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)在機(jī)制

以人口生產(chǎn)偏好由數(shù)量型偏好向質(zhì)量型偏好轉(zhuǎn)變?yōu)樘卣鞯膮^(qū)域人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型，其主要表現(xiàn)為人口質(zhì)量的提升。人口質(zhì)量的提升對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用是多方面的，其不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)[23]，同時(shí)也能推動(dòng)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[24]。而人口質(zhì)量對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(shí)現(xiàn)[7]。

首先，就人力資本需求對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用而言，其主要表現(xiàn)在對(duì)產(chǎn)品、勞務(wù)的數(shù)量需求和質(zhì)量需求的兩方面影響。一方面，人力資本的不斷提升會(huì)引起對(duì)市場(chǎng)上相應(yīng)產(chǎn)品、勞務(wù)的需求變動(dòng)，市場(chǎng)需求的變動(dòng)進(jìn)而會(huì)催生某些新興的產(chǎn)業(yè)，同時(shí)也會(huì)導(dǎo)致部分產(chǎn)業(yè)的消亡，由此對(duì)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生一定的引導(dǎo)作用。另一方面，人力資本的提升會(huì)對(duì)產(chǎn)品、勞務(wù)的質(zhì)量產(chǎn)生較高需求，對(duì)質(zhì)量需求的增加則會(huì)進(jìn)一步刺激產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化升級(jí)。其次，就人力資本供給對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用而言，有效的人力資本供給能夠提升產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移彈性、增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)活力、提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)承載力，進(jìn)而對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生一定推動(dòng)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(dòng)力素質(zhì)進(jìn)一步提高，區(qū)域人口質(zhì)量得到不斷提升，這將直接為區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)提供動(dòng)力。另外，人口質(zhì)量的提升與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(chǎn)轉(zhuǎn)型不僅作用于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，同時(shí)也受力于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化會(huì)擴(kuò)大對(duì)人力資本的需求，進(jìn)而影響人力資本投資，最終會(huì)對(duì)人口質(zhì)量產(chǎn)生一定的拉動(dòng)作用，從而不斷促進(jìn)區(qū)域?qū)崿F(xiàn)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型。

基于對(duì)已有研究文獻(xiàn)的回顧和對(duì)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間相關(guān)性的內(nèi)在機(jī)制分析，本文研究假設(shè)認(rèn)為：人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在正向互促效應(yīng)。以下僅以陜西省為例，通過構(gòu)建相關(guān)指標(biāo)，采用協(xié)整檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析等方法對(duì)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)與指標(biāo)

1．?dāng)?shù)據(jù)來源

基于相關(guān)理論和研究數(shù)據(jù)的可獲得性，收集整理陜西省的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、人口等方面的指標(biāo)。其中，三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和人口自然增長(zhǎng)率來源于歷年《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》，中專以上學(xué)歷人口等來源于歷年《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2．變量說明

要對(duì)一定時(shí)空下特定區(qū)域的人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型做出科學(xué)評(píng)估，其涉及到人口經(jīng)濟(jì)等諸多方面的內(nèi)容和指標(biāo)，而教育被認(rèn)為是提升人口質(zhì)量的主要途徑，區(qū)域人口受教育程度的提升對(duì)促進(jìn)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型具有重要作用[25]。因此，基于相關(guān)理論認(rèn)識(shí)和數(shù)據(jù)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(xué)歷的人口占比作為表征人口質(zhì)量的重要指標(biāo)，同時(shí)考慮人口數(shù)量變化因素，以人口自然增長(zhǎng)率表征人口數(shù)量變化趨勢(shì)，采用6歲以上人口中受教育程度為高中及以上學(xué)歷的人口占比與人口自然增長(zhǎng)率的倒數(shù)作為表征人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型(DE)的變量指標(biāo)。區(qū)別于一般用于測(cè)度人力資本水平的受教育年限等方法，該指標(biāo)同時(shí)考慮人口質(zhì)量和人口數(shù)量變動(dòng)因素，能夠更好的反映人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變的動(dòng)態(tài)特征。

對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的衡量，學(xué)者們一般根據(jù)克拉克定理采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比表示，而干春暉(2011)等人認(rèn)為信息技術(shù)的發(fā)展推動(dòng)了第三產(chǎn)業(yè)的迅速擴(kuò)張，這對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成巨大沖擊，出現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)服務(wù)化的趨勢(shì)，如果仍采用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比來測(cè)度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化則會(huì)產(chǎn)生較大誤差，無法反映第三產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率略高于第二產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率的事實(shí)[28]?；趯?duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進(jìn)規(guī)律的認(rèn)識(shí)，本文采用二三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和與第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比作為表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)的指標(biāo)，相比于克拉克法，該指標(biāo)更能突出反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的演進(jìn)趨勢(shì)，也更符合研究區(qū)域的產(chǎn)業(yè)發(fā)展特點(diǎn)。

四、計(jì)量模型的構(gòu)建、檢驗(yàn)與分析

1．變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于本文各變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此首先對(duì)各變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。采用ADF單位根檢驗(yàn)方法，選取最大滯后期數(shù)為2，根據(jù)AIC等信息準(zhǔn)則確定檢驗(yàn)類型，最終檢驗(yàn)結(jié)果見表1。檢驗(yàn)結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，ADF檢驗(yàn)均拒絕了各序列變量為平穩(wěn)序列的原假設(shè)，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(yàn)結(jié)果

注：c，t，k分別代表檢驗(yàn)類型中是否有截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)以及滯后階數(shù)。

2．協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

基于以上變量均為一階單整序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，為檢驗(yàn)回歸方程所描述的因果關(guān)系是否為偽回歸，即檢驗(yàn)人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，因此對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。同時(shí)采用跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)兩種方法，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1，最終檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 Johansen的變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在5%的顯著性水平下，跡檢驗(yàn)均拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系和至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)；最大特征值檢驗(yàn)不拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，但同時(shí)拒絕了至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。而已有研究表明跡統(tǒng)計(jì)量較之最大特征值統(tǒng)計(jì)量更具穩(wěn)健性，因此，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即人口轉(zhuǎn)型(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

3．ECM模型檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明人口轉(zhuǎn)型(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，但在短期內(nèi)二者是否對(duì)彼此存在顯著影響需建立誤差修正模型(ECM)進(jìn)一步考察DE和IS的短期關(guān)系。分別以DE和IS作為解釋變量和被解釋變量進(jìn)行OLS回歸，根據(jù)回歸結(jié)果生成滯后一期的殘差序列ECM1t-1和ECM2t-1，結(jié)合AIC等信息準(zhǔn)則，以ΔDEt和ΔISt分別作為解釋變量和被解釋變量，假設(shè)各方程擾動(dòng)項(xiàng)為e1t和e2t，將ECM1t-1和ECM2t-1引入對(duì)應(yīng)方程進(jìn)行OLS回歸，得到誤差修正模型的估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果可以看出，人口轉(zhuǎn)型(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)的短期波動(dòng)均對(duì)彼此具有直接影響，而IS和DE對(duì)應(yīng)的誤差修正項(xiàng)分別對(duì)各自產(chǎn)生短期影響，誤差修正模型中ECM1t-1和ECM2t-1的系數(shù)反映了當(dāng)年相對(duì)于上一年IS和DE偏離長(zhǎng)期均衡的糾正程度。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)且顯著，符合反向修正機(jī)制。分析結(jié)果表明，當(dāng)IS和DE偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)會(huì)將二者拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

4．Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述分析表明，人口轉(zhuǎn)型(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)指標(biāo)均為一階單整序列，且兩者之間存在協(xié)整關(guān)系，為了考察DE與IS在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)中存在的相互影響情況，進(jìn)而對(duì)各變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(見表3)表明，在給定5%的顯著性水平和滯后期數(shù)為1的條件下，根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)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(shù)為2的條件下，IS和DE不是彼此的Granger原因。分析結(jié)果表明：在短期內(nèi)，IS的歷史信息對(duì)DE的當(dāng)前信息具有一定預(yù)測(cè)作用，而DE的歷史信息對(duì)IS的當(dāng)前信息則沒有預(yù)測(cè)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(yàn)得出的因果關(guān)系并非實(shí)際經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的因果關(guān)系，因此對(duì)DE和IS實(shí)際關(guān)系的認(rèn)識(shí)，仍需結(jié)合相關(guān)理論與研究經(jīng)驗(yàn)進(jìn)行分析和判斷。

5．脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

為進(jìn)一步考察人口轉(zhuǎn)型(DE)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)之間的相互關(guān)系，本文對(duì)變量進(jìn)行VAR模型檢驗(yàn)。根據(jù)上述分析可知DE和IS存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且變量外生性檢驗(yàn)結(jié)果表明，DE和IS均對(duì)彼此具有顯著性影響，即DE和IS均為內(nèi)生變量，說明可以建立VAR模型進(jìn)行實(shí)證分析。根據(jù)滯后長(zhǎng)度準(zhǔn)則信息選擇最佳滯后期數(shù)，最終確定最佳滯后期數(shù)為2，模型估計(jì)結(jié)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(jì)結(jié)果，為了較為全面地反映DE和IS之間的動(dòng)態(tài)影響，本文進(jìn)一步采用脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function)對(duì)DE和IS的系統(tǒng)特征進(jìn)行分析。對(duì)VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)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(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

圖1 DE沖擊引起IS的響應(yīng)函數(shù) 圖2 IS沖擊引起DE的響應(yīng)函數(shù)

IRF分析結(jié)果表明：當(dāng)人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變(DE)發(fā)出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)始終存在正的響應(yīng)，在第3期達(dá)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(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有持久的推動(dòng)作用；而當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(IS)發(fā)出一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變(DE)也同樣始終存在正的響應(yīng)，但相比于IS對(duì)DE的響應(yīng)，DE對(duì)IS的響應(yīng)較弱，在第2期和第3期達(dá)到峰值(0.18)后其影響逐漸減弱，在此之后DE對(duì)IS保持較弱的正的影響，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變具有一定推動(dòng)作用，但其作用強(qiáng)度相對(duì)較弱。

五、結(jié)論與啟示

通過利用陜西省1997—2017年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析和脈沖響應(yīng)函數(shù)分析方法探討人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的內(nèi)在關(guān)系，研究結(jié)果表明：陜西省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷實(shí)現(xiàn)優(yōu)化升級(jí)，人口生產(chǎn)偏好逐漸由數(shù)量型偏好向質(zhì)量型偏好轉(zhuǎn)變，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)相適應(yīng)的人口轉(zhuǎn)型已成為區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的客觀要求和必然趨勢(shì)；以人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a(chǎn)轉(zhuǎn)型與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，二者存在正向互促效應(yīng)，即人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高度化對(duì)區(qū)域人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型也具有一定推動(dòng)作用；且相比而言，人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用相對(duì)更強(qiáng)。實(shí)證分析結(jié)果符合預(yù)期理論認(rèn)識(shí)，即在區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷實(shí)現(xiàn)優(yōu)化升級(jí)的過程中，以人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變?yōu)樘卣鞯娜丝谏a(chǎn)轉(zhuǎn)型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在顯著的引導(dǎo)作用和推動(dòng)作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的反應(yīng)較為強(qiáng)烈，這體現(xiàn)了區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場(chǎng)特性，而從長(zhǎng)期看來，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)雖然對(duì)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型也存在一定正向作用，但隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的不斷實(shí)現(xiàn)以及質(zhì)量型人口生產(chǎn)偏好的形成，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)對(duì)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的作用則相對(duì)較弱。

基于上述研究結(jié)論及分析，本文建議：在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新常態(tài)時(shí)期，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展要把握人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型的有利契機(jī)，充分發(fā)揮人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的正向效應(yīng)。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要依托區(qū)域內(nèi)人口基數(shù)，積極開發(fā)持續(xù)新增的人口潛力。教育和培訓(xùn)是提升人口質(zhì)量的基本途徑，因此地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展要不斷加大對(duì)教育事業(yè)的投入力度，要高度重視高質(zhì)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(chǎn)出，要重視和普及基礎(chǔ)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(shí)力，培養(yǎng)專業(yè)型和創(chuàng)新型人才；要加強(qiáng)對(duì)在崗人員的職業(yè)技能培訓(xùn)，不斷擴(kuò)大區(qū)域人口質(zhì)量紅利，平衡區(qū)域內(nèi)部人口量質(zhì)差異，為實(shí)現(xiàn)區(qū)域人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型創(chuàng)造有利條件；同時(shí)，要努力搭建高精尖的科研產(chǎn)業(yè)鏈，加大產(chǎn)品創(chuàng)新研發(fā)力度，鼓勵(lì)和扶持新興服務(wù)行業(yè)發(fā)展，提升區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展吸引力；要大力實(shí)施人才引進(jìn)戰(zhàn)略，吸引和儲(chǔ)備高質(zhì)量人才，充分發(fā)揮人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的正向效應(yīng)，以此不斷促進(jìn)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

本文的局限在于，分析過程所采用的人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型指標(biāo)尚不能全面反映地區(qū)人口生產(chǎn)偏好轉(zhuǎn)變的動(dòng)態(tài)特征，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的分析也未考慮到產(chǎn)業(yè)間聚合質(zhì)量的合理化方面，對(duì)于各變量指標(biāo)的構(gòu)建和測(cè)度有待進(jìn)一步深化；另外，鑒于時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型因其嚴(yán)格的假設(shè)條件限制，因此本文在分析中未考慮其他因素對(duì)人口生產(chǎn)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，其分析方法本身存在一定的局限性。