孫 銀，李 麗

（安徽工業(yè)大學 商學院，安徽馬鞍山243032）

產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響效應
——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證分析

孫 銀，李 麗

（安徽工業(yè)大學 商學院，安徽馬鞍山243032）

利用2001年—2014年省際面板數(shù)據(jù)，選取了人均GDP作為被解釋變量，以產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化率為解釋變量，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資和人口自然增長率變量指標作為控制變量，構建動態(tài)面板GMM模型。首先通過隨機效應、固定效應進行靜態(tài)檢驗，然后分別使用一步、二步系統(tǒng)、差分GMM模型進行實證分析后發(fā)現(xiàn)：城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、人均固定資產(chǎn)投資和人口等因素與經(jīng)濟增長呈正向相關，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長的拉動作用更加顯著，但產(chǎn)業(yè)結構反而在一定程度上抑制了經(jīng)濟增長。文章提出積極合理推進城鎮(zhèn)化發(fā)展、增強省際間產(chǎn)業(yè)結構的互補性、完善社會基礎設施建設、全面合理實施人口二胎政策等具體舉措，以此更好地促進我國經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展。

經(jīng)濟增長；產(chǎn)業(yè)結構升級；城鎮(zhèn)化發(fā)展水平

1 引言

自1978年改革開放以來，我國經(jīng)濟進入高速發(fā)展期，尤其是2001年加入世貿(mào)組織后，GDP增長速度保持在年均8%的水平；GDP總量從2000年的9.98萬億增加至2015年的67.67萬億，我國經(jīng)濟實力大大增強，綜合國力也得到空前提高。產(chǎn)業(yè)結構不斷得到調(diào)整優(yōu)化，第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)占GDP總量的比重由2001年的14.39：45.15：40.46,調(diào)整至2015年的9：40.5:50.5；第三產(chǎn)業(yè)比重首次過半，成為我國經(jīng)濟發(fā)展的主要支撐。我國的城鎮(zhèn)化水平逐步提升，城鎮(zhèn)化率已由1978年17.9%提升至2015年的56.1%，居民收入達到中等偏上水平，城鎮(zhèn)居民生活質(zhì)量有了質(zhì)的改善。

中國30多年的經(jīng)濟高速增長，主要依賴于工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的持續(xù)推動，工業(yè)化與城鎮(zhèn)化的交互作用，共同影響我國經(jīng)濟發(fā)展進程。我國工業(yè)化進程本質(zhì)上就是產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級過程，在這過程中伴隨著第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)結構的持續(xù)調(diào)整；第二、三產(chǎn)業(yè)比重的上升，是我國經(jīng)濟持續(xù)高速發(fā)展的基本動力之一。城鎮(zhèn)化也是推動我國經(jīng)濟發(fā)展的另一基本動力，城鎮(zhèn)化水平的持續(xù)提高，為我國經(jīng)濟發(fā)展提供了大量的勞動力、技術、資金、市場等支持，促進了我國經(jīng)濟增長。但是產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化對經(jīng)濟增長的影響卻存在區(qū)域差異，我國東、中、西部產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟發(fā)展不平衡；產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長三者之間到底是怎樣的關系，本文將通過建立計量經(jīng)濟模型進行實證分析，以檢驗產(chǎn)業(yè)升級、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間的相關性，以便提出相應的舉措促進我國社會經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（1）在產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長方面，產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間顯著的相關性，不了解和衡量經(jīng)濟結構的變化，就很難真正理解經(jīng)濟增長[1]。產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長顯著相關，第二、三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的主要支撐，其中工業(yè)增長影響最為顯著[2]；同樣地通過實際數(shù)據(jù)進行回歸實證分析后發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率最大，尤其是工業(yè)[3]。

利用實際數(shù)據(jù)進行Grange因果檢驗可知，第二產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟增長的Grange因，而經(jīng)濟增長又是第三產(chǎn)業(yè)的Grange因，產(chǎn)業(yè)結構中三次產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡正向變動關系[4]。同樣研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構變動與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡協(xié)同關系，產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整能夠提升經(jīng)濟增長的水平[5]。產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長之間存在內(nèi)在聯(lián)系，經(jīng)濟增長能夠帶動產(chǎn)業(yè)結構升級，而產(chǎn)業(yè)結構的適時調(diào)整也可以拉動經(jīng)濟增長[6]。

（2）在城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長方面，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長序列是否平穩(wěn)、協(xié)整，選取不同的指標和模型會對實證結論產(chǎn)生不同影響，甚至相反的結論[7]。大量的經(jīng)驗數(shù)據(jù)研究表明，城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在顯著相關性[8],經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化有顯著地拉動作用[9]。從空間分布上看，經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化存在不同水平梯度差異；從Grange因果檢驗上看，經(jīng)濟增長與城鎮(zhèn)化之間具有正相關性，且人均GDP大約每增長1%能帶動城鎮(zhèn)化0.04%的提升，但存在區(qū)域差異[10]。

（3）在產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)化方面，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化是城鎮(zhèn)化水平不斷提升的基本動力因素[11]；產(chǎn)業(yè)結構升級長期對城鎮(zhèn)化水平提高具有正向作用，是城鎮(zhèn)化水平提升的Grange原因，但是在短期內(nèi)卻不利于城鎮(zhèn)化的發(fā)展[12]。通過構建包容性城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調(diào)發(fā)展的綜合性評價指標發(fā)現(xiàn)，在不同時空維度下包容性城鎮(zhèn)化與產(chǎn)業(yè)結構的協(xié)調(diào)度及協(xié)調(diào)發(fā)展存在一定程度上的空間發(fā)展差異[13]。

（4）在產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長方面，經(jīng)濟增長對城鎮(zhèn)化具有正向影響，但第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平對我國東、中、西部的城鎮(zhèn)化的影響存在明顯差異[14]。通過在非平穩(wěn)時間序列分析方法的基礎上采用Grange因果關系檢驗表明，經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構對城鎮(zhèn)化具有單項因果關系，且產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級能夠推動城鎮(zhèn)化水平的提升[15]。利用省級面板數(shù)據(jù)進行回歸分析后發(fā)現(xiàn)，工業(yè)化、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長呈正相關性；其中城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“倒U型”特征，但存在區(qū)域差異且城鎮(zhèn)化傳導途徑也不盡相同；產(chǎn)業(yè)結構升級對我國東、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長具有正向效應，而對東北、中部地區(qū)則有一定程度上的負面效應[16]。

綜上所述，從國內(nèi)外不同學者的研究內(nèi)容上來看，基本上涉及了產(chǎn)業(yè)結構與經(jīng)濟增長、城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構與城鎮(zhèn)化等研究方向，取得了豐厚的研究成果，有許多值得借鑒的方面，但很少涉及產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、城鎮(zhèn)化發(fā)展與經(jīng)濟增長三者之間的交互作用；從研究分析方法上來說，大多數(shù)只考慮了產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟增長兩兩之間的短期效應，從靜態(tài)層面上考量，采用面板數(shù)據(jù)計量模型進行實證分析，有一定的局限性。因此，本文在已有的研究成果基礎之上，在內(nèi)容上不僅要檢驗產(chǎn)業(yè)結構、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長兩兩之間的交互作用，也要考慮其三者之間的相互作用；在方法上采用靜態(tài)分析與動態(tài)分析、短期分析與長期分析相結合，運用長期動態(tài)面板GMM計量模型進行實證分析檢驗，據(jù)此得出實證分析結論，并以此為我國產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、城鎮(zhèn)化和經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展提供一定的政策建議。

2 變量選取、建模與統(tǒng)計性描述

2.1 變量指標

產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級是推動城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長的基本動力因素。在產(chǎn)業(yè)結構合理化、高級化過程中，第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，第二、三產(chǎn)業(yè)比重逐漸上升，并且第三產(chǎn)業(yè)比重超過第二產(chǎn)業(yè)；城鎮(zhèn)化水平的不斷提高，又推動了產(chǎn)業(yè)結構進一步地優(yōu)化升級和經(jīng)濟增長；同時經(jīng)濟增長反過來又刺激了產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級與城鎮(zhèn)化發(fā)展。

因此，本文用人均GDP衡量經(jīng)濟增長，作為被解釋變量（agdp）；使用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值衡量我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，作為解釋變量（ais）；用城鎮(zhèn)人口/總人口表示城鎮(zhèn)化率水平，也作為解釋變量（ub）；同時用城鎮(zhèn)居民可支配收入（di）、人均固定資產(chǎn)投資（fai）和人口自然增長率（pnl）衡量經(jīng)濟發(fā)展的綜合指標，作為控制變量。具體變量定義說明，見下表1所示：

表1 變量指標的定義說明

2.2 計量模型的建立

本文使用面板數(shù)據(jù)建立如下模型：

（i：表示不同地區(qū)省份，i=1，2，3…n；t：表示年份，t=1，2，3…T）其中，lnagdp：經(jīng)濟增長；lnais：產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級；lnub：城鎮(zhèn)化率水平；lndi：城鎮(zhèn)居民可支配收入；lnfai：人均固定資產(chǎn)投資；lnpnl：人口自然增長率；ε為隨機變量，解釋其他因素對lnagdp的影響程度。

2.3 描述性統(tǒng)計

本文使用了全國31個省份（除港澳臺），自2001年—2014年15年間的省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站；同時對數(shù)據(jù)進行了指數(shù)平減和對數(shù)化，以此來消除異方差，減少數(shù)據(jù)的波動程度，使統(tǒng)計結果更加精確可靠。利用Stata12計量統(tǒng)計軟件進行數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計，結果如表2所示。卻沒有通過穩(wěn)定性檢驗。其中Lnub（0.4865***），Lndi（0.3091***），Lnfai（0.3883***）對國民經(jīng)濟增長即人均GDP（Lnagdp）具有顯著地影響；Lnais對經(jīng)濟增長（Lnagdp）也有較穩(wěn)定地影響；Lnpnl（-0.0145）但是對經(jīng)濟增長（Lnagdp）的影響并不穩(wěn)定。

表2 變量指標的統(tǒng)計性描述

表3 隨機效應實證分析結果

從表2中可以明顯地看出，全國人均GDP水平存在較大的差異性，最小值僅為8.0064，而最大值達到11.2638，我國經(jīng)濟發(fā)展有很大的不平衡問題（標準差：0.6676）。人均固定資產(chǎn)投資水平也有很大的差距，人均固定資產(chǎn)投資額最小只有4.2200，最大則為10.2417，全國不同省份之間存在很大差異性問題（標準差：1.1456）。同樣地，在人口自然增長率方面，有些省份已經(jīng)進入人口老齡化階段，人口自然增長率呈現(xiàn)負增長（-3.5066）；有些省份人口自然增長率仍然較高（2.5463），不同省份之間存在較大差異性問題（標準差：0.8130）。

3 實證結果與分析

為了保證模型參數(shù)估計的無偏性與一致性，本文采用動態(tài)面板模型（即動態(tài)面板GMM模型）進行參數(shù)估計，而不是直接用最小二乘法估計。具體模型如下：

3.2 GMM模型估計

通過靜態(tài)隨機效應和固定效應穩(wěn)定性檢驗后發(fā)現(xiàn)，變量Lnais，Lnub，Lndi，Lnfai均通過穩(wěn)定性檢驗，除了變量Lnpnl穩(wěn)定性稍差些外。因此，利用上述方程（2），采用動態(tài)GMM模型，使用一步、二步法進行參數(shù)估計，使實證分析結果更加精確可靠。

3.2.1 差分GMM模型估計 首先利用stata12軟件進行動態(tài)差分GMM分析，實證結果如表4所示：

表4 差分GMM實證分析結果

（i：表示不同地區(qū)省份，i=1，2，3…n；t：表示年份，t=1，2，3…T）

3.1 模型檢驗

為了檢驗數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，使實證結果分析更加可靠，因此首先進行隨機效應與固定效應檢驗，具體分析如下：

3.1.1 隨機效應與固定效應 首先利用stata12軟件進行靜態(tài)隨機效應和固定效應實證分析，實證結果如表3所示：

從隨機效應實證分析結果來看，變量Lnais，Lnub,Lndi，Lnfai，Lnpnl均通過穩(wěn)定性檢驗。其中Lnub（0.7616***），Lndi（0.3638***），Lnfai（0.3163***）對國民經(jīng)濟增長即人均GDP（Lnagdp）具有穩(wěn)定地影響；Lnais（-0.1835*），Lnpnl（-0.0188*）對經(jīng)濟增長有較穩(wěn)定地影響。

從固定效應實證分析結果來看，變量Lnais，Lnub，Lndi，Lnfai均通過穩(wěn)定性檢驗，但變量Lnpnl

通過對表4實證結果分析可知，在模型1中解釋變量Lnais（-0.2613***），Lnub（0.1390***）對被解釋變量Lnagdp（-1）（0.9568***）均有非常顯著影響；同時，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平對經(jīng)濟增長具有促進作用{Lnub，（0.1390***）}，而產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級{Lnais，（-0.2613***）}反而在一定程度上抑制了我國經(jīng)濟發(fā)展。模型2中加入控制變量Lndi，Ln-fai，Lnpnl后，Lnais（-0.2673***），Lnub（0.1053***），Lnfai，（0.0402***）對經(jīng)濟增長均具有十分顯著地影響，Lnpnl（0.0071**）對經(jīng)濟增長有較顯著地影響，而Lndi（0.0082）不顯著；同時，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平{Lnub（0.1053***）}、人均固定資產(chǎn)投資{Lnfai（0.0402***）}和人口自然增長{Lnpnl（0.0071**）}均促進了經(jīng)濟增長，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級{Lnais（-0.2673***）}對經(jīng)濟發(fā)展的影響與模型1相同。在模型3中采用二步差分法進行估計發(fā)現(xiàn)，變量Lnais（-0.2710***），Lnub（0.1061***），Lndi（0.0070***）、Lnfai（0.0379***），Lnpnl（0.0075***）均對經(jīng)濟增長（Lnagdp（-1）有十分顯著地影響；城鎮(zhèn)化發(fā)展水平、人均固定資產(chǎn)投資、城鎮(zhèn)人均可支配收入和人口自然增長均有效地促進了我國經(jīng)濟發(fā)展，而只有產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級抑制了經(jīng)濟增長。

3.2.2 系統(tǒng)GMM模型估計 其次，使用stata12軟件進行動態(tài)系統(tǒng)GMM分析，實證結果如表5所示：

表5 系統(tǒng)GMM實證分析結果

從上表實證結果中可以發(fā)現(xiàn)，變量均與經(jīng)濟增長（Lnagdp（-1））存在相關性。在模型4中，Lnais（-0.3886***），Lnub（0.1335***）都與經(jīng)濟增長有顯著地影響；其中，我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的提升極大地促進了經(jīng)濟增長，而產(chǎn)業(yè)結構的升級反而在一定程度上起到了阻礙經(jīng)濟發(fā)展的作用。在模型5中加入控制變量后發(fā)現(xiàn)，Lnais（-0.3330***），Lnub（0.1702***），Lnfai（0.0192***），Lnpnl（0.0088***）對經(jīng)濟增長均有顯著影響，但Lndi（0.0192）除外；同時，城鎮(zhèn)化、人均固定資產(chǎn)投資、人口自然增長等因素都對我國經(jīng)濟增長起到了促進作用，而產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟發(fā)展的作用與模型4相同；模型5是對模型4用二步法進行估算，發(fā)現(xiàn)Lnais（-0.3380***），Lnub（0.1677***），Lndi（0.0089**），Lnfai（0.0185***），Lnpnl（0.0090***）實證結果均顯著，除產(chǎn)業(yè)結構這個變量指標外，其余所有變量指標都與經(jīng)濟增長成正向相關性。

4 結論與政策建議

4.1 結論

通過對上文的實證結果進行分析后，我們可以得到如下結論：

（1）城鎮(zhèn)化是經(jīng)濟增長的動力因素之一。城鎮(zhèn)化與經(jīng)濟增長之間存在顯著地正相關性，城鎮(zhèn)化發(fā)展水平促進了我國經(jīng)濟社會的長足進步。城鎮(zhèn)化的發(fā)展帶來了人口、資本、技術等生產(chǎn)要素向城鎮(zhèn)大量地集聚，能夠為經(jīng)濟增長提供必要且豐富的生產(chǎn)要素，這極大地促進了經(jīng)濟增長。城鎮(zhèn)化發(fā)展水平的不斷提升，能夠促進市場規(guī)模的持續(xù)向外圍擴張，使經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生規(guī)模效應，有利于更好地推動我國社會經(jīng)濟發(fā)展。

（2）產(chǎn)業(yè)結構失調(diào)不利于經(jīng)濟增長。從經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律來看，產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化升級能夠推動經(jīng)濟的持續(xù)增長。但是從本文的實證結果來看，我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級反而在一定程度上抑制了經(jīng)濟增長，究其原因可能在于不同省份之間產(chǎn)業(yè)結構缺乏協(xié)調(diào)性，全國不同省份產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級發(fā)展的不平衡性較大，產(chǎn)業(yè)結構的不合理等等。這些因素的存在不利于我國經(jīng)濟社會的整體進步，加大了不同省份之間經(jīng)濟發(fā)展的差距。

（3）資本積累有利于經(jīng)濟增長。經(jīng)濟發(fā)展離不開資本積累，資本就像經(jīng)濟發(fā)展的血液，需要大量資本持續(xù)積累、投入才能夠維持經(jīng)濟的可能性增長。經(jīng)濟社會的發(fā)展需要民間資本、政府資本的共同積累、投入，協(xié)調(diào)好二者之間的關系。我國城鎮(zhèn)居民可支配收入、固定資產(chǎn)投資的不斷增加，促進了社會資本的迅速積累，使社會投資流量與存量得到持續(xù)性增長，由此推動了我國經(jīng)濟的快速發(fā)展。

（4）人口紅利刺激了經(jīng)濟增長。人口的持續(xù)性增長能夠產(chǎn)生人口紅利現(xiàn)象，能夠為經(jīng)濟社會發(fā)展提供充足的勞動力，有利于社會經(jīng)濟的發(fā)展。過去幾十年我國經(jīng)濟持續(xù)高速發(fā)展，與我國進入人口紅利階段是分不開的，它為我國經(jīng)濟發(fā)展提供了大量廉價的勞動力資源，成為經(jīng)濟發(fā)展的競爭優(yōu)勢因素之一。

4.2 政策建議

（1）積極合理地推進城鎮(zhèn)化進程。我國城鎮(zhèn)化發(fā)展水平整體同西方發(fā)達國家相比，仍處于較低水平階段，因此必須積極加快我國城鎮(zhèn)化發(fā)展步伐。但是同時我國城鎮(zhèn)化進程中也產(chǎn)生了一系列問題，如城市規(guī)模過大帶來的負面效應（大城市?。?、城鄉(xiāng)之間發(fā)展失調(diào)問題等等。因此，為了更好地釋放城鎮(zhèn)化發(fā)展所帶來的經(jīng)濟動力，必須從整體上對我國城鎮(zhèn)化發(fā)展做出合理規(guī)劃布局，增強省際之間的協(xié)調(diào)性。

（2）增強省際間產(chǎn)業(yè)結構的互補性。我國地域遼闊，不同省份之間產(chǎn)業(yè)結構存在很大差異，省際間產(chǎn)業(yè)結構的協(xié)調(diào)性較差，這樣不利于我國經(jīng)濟社會的持續(xù)發(fā)展。所以不同省份應該充分發(fā)揮本省自身的經(jīng)濟競爭優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，加強省際間的產(chǎn)業(yè)協(xié)作，以實現(xiàn)省際間的產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調(diào)性，從而達到不同產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢互補的經(jīng)濟效果。

（3）培育引導民間資本投資。隨著城鄉(xiāng)居民社生活水平的提高，我國居民儲蓄率一直位于世界前列，然而龐大的儲蓄資金并沒有有效地轉化為投資資本，造成了大量的民間資金的浪費。為了更好地推動我國經(jīng)濟全面協(xié)調(diào)地發(fā)展，可以有效地培育引導民間資金流向，積極鼓勵民間投資，充分地利用民間資本投資來促進我國經(jīng)濟社會的長期可持續(xù)發(fā)展。

（4）完善社會基礎設施建設。民間投資固然有助于社會經(jīng)濟發(fā)展，但是在社會基礎設施等公共產(chǎn)品方面，必須依賴于政府投資，這樣既可以避免“搭便車”問題，又可以提高資源的利用效率，彌補市場失靈問題。隨著我國整體經(jīng)濟發(fā)展，政府逐漸加大對社會基礎設施等公共產(chǎn)品的財政投入，為社會經(jīng)濟的發(fā)展提供必要的基礎設施服務，有利于促進我國國民經(jīng)濟整體的長遠發(fā)展。

（5）全面合理實施人口二胎政策。經(jīng)濟的發(fā)展離不開人的作用，即勞動力要素也就是所謂的人力資本。在人力資本已經(jīng)成為經(jīng)濟的核心競爭力內(nèi)容的今天，人才的重要性不言而喻；但是我們國家由于長期實行計劃生育政策，我國已經(jīng)進入到了人口老齡化階段，致使人口紅利優(yōu)勢逐漸消失，經(jīng)濟發(fā)展的后期勞動力優(yōu)勢明顯不足。因此，為了推動我國經(jīng)濟社會的長期發(fā)展，一方面必須適時調(diào)整人口政策，全面合理放開二胎政策，儲備經(jīng)濟發(fā)展的必要勞動力資源；另一方面要積極加大對教育的財政投入，對勞動者進行職業(yè)培訓，以提升人力資本的質(zhì)量，增強經(jīng)濟競爭力。

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[責任編輯：雷紅霞]

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A

1674-1102(2017)02-0044-05

10.13420/j.cnki.jczu.2017.02.010

2016-09-09

孫銀（1989-），男，安徽潁上人，安徽工業(yè)大學商學院碩士研究生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展問題研究；李麗（1975-），女，河北唐山人，安徽工業(yè)大學商學院教授，博士，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學，規(guī)制經(jīng)濟學研究。