趙春燕，宋曉瑩

（1.云南財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，昆明650221；2.云南大學發(fā)展研究院，昆明650000）

一、引言

改革開放40年以來，我國充分利用勞動力的數(shù)量與結(jié)構(gòu)優(yōu)勢，成功兌現(xiàn)人口紅利并獲得了勞動密集型產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，實現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增長率9.4%，成就了中國乃至世界經(jīng)濟增長的奇跡。然而，2019年末中國內(nèi)地60歲及以上人口占總?cè)丝诘?8.1%，其中，65歲及以上人口占12.6%，根據(jù)《世界人口展望（2017）》在固定生育率方案（總和生育率保持1.6）下的預測，60歲及以上人口比例將在2025年超過20%，2040年超過30%，2050年達到36.2%。人口年齡結(jié)構(gòu)迅速老化意味人口紅利的銳減甚至消失，傳統(tǒng)的增長模式難以為繼。為了延續(xù)經(jīng)濟的持續(xù)增長，確保較強的全球競爭力，目前中國經(jīng)濟增長已從高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是高質(zhì)量經(jīng)濟發(fā)展“調(diào)結(jié)構(gòu)”“促發(fā)展”的重要組成部分，更是中國保持高質(zhì)量發(fā)展的重要前提。當前，人口老齡化不僅給我國經(jīng)濟增長和發(fā)展帶來挑戰(zhàn)，同時也帶來機遇，人口老齡化是中國推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、效率、動力變革等的重要推手。因此，深入研究人口老齡化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系對我國實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的研究也成為許多學者關(guān)注的焦點，目前的研究結(jié)論形成三種觀點：第一種觀點認為人口老齡化不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。一是因為人口年齡結(jié)構(gòu)老化導致勞動力供給數(shù)量及供給質(zhì)量的雙重下降，從而阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（蔡昉，王美艷，2017[1]；王希元、楊先明，2020等[2]）；二是因為人口老齡化通過增加老齡負擔，從而阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（Siliverstovs等，2011）[3]。第二種觀點認為人口老齡化有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。一是從需求方面分析得到肯定的結(jié)論，認為人口結(jié)構(gòu)不同必然形成不同的需求層次及其結(jié)構(gòu)的變動，人口老齡化催生了與老年人的需求相適應的老年旅游、醫(yī)療、健康、養(yǎng)老等第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（陳頤、葉文振，2013[4]；陳衛(wèi)民、施美程，2014[5]；劉玉飛、彭冬冬，2015[6]；王嶼等，2018[7]等）；二是因為人口老齡化反向倒逼企業(yè)用資本、技術(shù)代替勞動，激化人力資本積累，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級（Maestas等，2016[8]；楚永生、于貞等，2017[9]；卓乘風、鄧峰，2017[10]）。一些學者綜合考慮了人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的兩種影響，汪偉（2015）采用中介效應模型實證人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在的正負效應，研究結(jié)論認為人口老齡化有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[11]。第三種觀點，部分學者研究人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的非線性影響。趙春燕（2019）認為，老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在門檻的特征，表現(xiàn)為若一個地區(qū)邁過城市化水平門檻值，老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，若未邁過城市化水平門檻值，老齡化則阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[12]。

現(xiàn)有文獻雖然注意到了人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正（促進）和負（阻礙）雙重影響的機制，但是這些文獻在方法上無法對二者的正效應、負效應分別進行定量估計，割裂了正、負效應對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的綜合影響；且大部分文獻的實證研究往往得到正或負的結(jié)論，對凈效應是否存在異質(zhì)性特征及其原因探析等關(guān)鍵問題都沒有完整回答。鑒于此，本文的貢獻在于：（1）以人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在“一正一負”的雙重屬性為基礎(chǔ)，基于雙邊隨機前沿模型具體度量人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正、負及凈效應，為研究人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的雙重影響提供實證支持；（2）基于我國各省份的人口老齡化差異及時間差異趨勢特征，進一步度量凈效應的動態(tài)時間趨勢變化和省份差異；（3）進一步從理論和實證上研究人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級正效應得以強化的可能條件，即不同的人力資本積累和人均消費條件下，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應的異質(zhì)性分析。

二、理論假設(shè)

根據(jù)已有相關(guān)的文獻研究認為人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在促進與阻礙兩種可能，基于此，本文提出假設(shè)1：人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級同時存在一正一負的影響定義為人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的“雙邊效應”。

人口老齡化趨勢不可逆，但不同的時期人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應是動態(tài)變化的，即該種“一正一負”的影響呈現(xiàn)異質(zhì)性的特征，這是因為，一個國家（地區(qū)）的人口進入老齡化階段，老齡產(chǎn)業(yè)屬于第三產(chǎn)業(yè)，人口老齡化為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整提供了條件，即第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向符合老齡化社會的方向調(diào)整（趙春燕，2019）[12]。不僅如此，一個國家的經(jīng)濟發(fā)展及對老齡化的適應速度影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級調(diào)整（Restrepo and Pascual等，2017）[13]，即一產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整還與該國（地區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展、消費需求以及人力資本積累等密切相關(guān)（汪偉、劉玉飛等，2015）[11]，這些因素直接影響第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是否向符合老齡化社會更高級的方向調(diào)整，因此，本文的理論假設(shè)進一步討論，在不同的人力資本積累水平和人均消費水平時期，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應的異質(zhì)性特征。

（一）不同的人力資本積累水平產(chǎn)生的異質(zhì)性效應

人力資本通常說的是個人擁有的能夠創(chuàng)造個人、社會和經(jīng)濟福祉的知識、技能、能力和素質(zhì)，是新產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵生產(chǎn)要素。這是因為，人力資本直接影響國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新效率，影響從國外吸收、學習新技術(shù)的速度，因而人力資本水平高低決定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級轉(zhuǎn)化的方向、速度和程度（張國強，溫軍等，2011）[14]。一個國家制造業(yè)在價值鏈中的位置歸根結(jié)底都與勞動者的人力資本水平密切相關(guān)，產(chǎn)業(yè)升級的前提是技能升級（蔡昉、王美艷，2012）[1]。發(fā)達國家的人口轉(zhuǎn)變與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變趨勢的一般規(guī)律也表明，隨著一個國家的人口年齡結(jié)構(gòu)老化，其國民的平均受教育年限的不斷延長，人力資本的積累促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向更高層次轉(zhuǎn)化，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)技術(shù)構(gòu)成由勞動密集型向資本和技術(shù)密集型轉(zhuǎn)變（汪偉，2015）[11]。蔡昉、王美艷（2012）[1]也指出，盡管人口老齡化使得年輕勞動力數(shù)量供給減少，但若能把年輕人逐漸培養(yǎng)成為擁有更充足人力資本的勞動者，以勞動者質(zhì)量優(yōu)勢彌補數(shù)量缺口，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。反之，當產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進入到人口老齡化階段，若勞動者技能不能適應產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生的新需求，在經(jīng)濟周期波動中，不僅要遭遇衰退帶來的就業(yè)沖擊，且要忍受更長期的無就業(yè)復蘇。日本就是典型的例子，1960前后到達了劉易斯轉(zhuǎn)折點，1990年以后陷入“失去的20年”，沒有像歐洲和美國繼續(xù)保持適度的、在技術(shù)創(chuàng)新前沿上的經(jīng)濟增長，其中一個非常重要原因就是教育發(fā)展的相對減慢。但若勞動者素質(zhì)和技能適應老齡化階段的變化，充分利用人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的誘發(fā)作用，就能助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

據(jù)此，本文提出假設(shè)2：不同的人力資本積累時期，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應表現(xiàn)出差異性，人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級依賴人力資本積累的提高。

（二）不同人均消費水平的產(chǎn)生的異質(zhì)性效應

根據(jù)消費需求相關(guān)理論，需求是經(jīng)濟活動的起點，需求變化引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。人口的年齡的變化一定會影響其具體的消費行為，具體表現(xiàn)為：不同年齡結(jié)構(gòu)的人口的消費數(shù)量、結(jié)構(gòu)及習慣均不相同，從而對生產(chǎn)各類消費品的產(chǎn)業(yè)帶來影響和沖擊。人口老齡化不可避免地出現(xiàn)相關(guān)養(yǎng)老、健康、醫(yī)療等需求，這些將成為老年人關(guān)注的第一要素。朱洵和周彥汐（2013）指出，人口老齡化意味著大量與老年人相關(guān)的第三產(chǎn)業(yè)的需求的增加，且該種需求有向高端化變動的趨勢，這顯然利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整[15]。陳衛(wèi)民、施美程（2013）指出老齡產(chǎn)業(yè)大都屬于第三產(chǎn)業(yè)，人口老齡化的不斷提高必然帶來的消費需求層次及其結(jié)構(gòu)的變動，必然催生與老年人口需求相適應的醫(yī)療、健康、養(yǎng)老服務(wù)等第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[16]。陳東升（2020）指出老齡化社會龐大的健康需求將促進醫(yī)藥工業(yè)、健康服務(wù)和健康保險金融等大健康產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，中國大健康產(chǎn)業(yè)有望成為中國經(jīng)濟中的支柱產(chǎn)業(yè)之一[17]。然而，人口老齡化需求層面的對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的調(diào)節(jié)，不僅取決于消費意愿，更依賴老年人的消費能力，如果老年人具有較好的收入和資產(chǎn)狀況為服務(wù)消費提供了購買力支撐，加速發(fā)展老齡服務(wù)業(yè)。基于人均消費水平更高的老齡化國家或地區(qū)，更多的消費將轉(zhuǎn)化為更多的投資，為新產(chǎn)業(yè)形成和發(fā)展提供資金支持，老齡化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應更為充分?？傊罅坷淆g人口的出現(xiàn)，必然會增加養(yǎng)老等最終消費品的消費且消費水平會逐漸升級，從滿足最基本的溫飽問題轉(zhuǎn)化為個性化、多樣化的養(yǎng)老需求（王嶼等，2018）[7]，有收入保障的老年人則對提高或改善生活質(zhì)量如能增加提供健康、醫(yī)療、旅游等養(yǎng)老服務(wù)的第三產(chǎn)業(yè)的需求更高。

據(jù)此，本文提出假設(shè)3：不同的人均消費時期，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應表現(xiàn)出差異性，人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級依賴人均消費水平的提高。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）模型設(shè)定

根據(jù)前文理論分析表明，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在正和負兩種相反的效應，因此，本文借鑒Kumbhakar等（2009）的思路，構(gòu)建雙邊隨機前沿模型：

其中，upgradeit為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平；xit為影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的一系列控制變量，具體有：人力資本積累、高質(zhì)量資本積累、少兒撫養(yǎng)比、城市化水平、對外開放水平、基礎(chǔ)設(shè)施水平、投資率等。δ為待估參數(shù)向量；i(xit)為前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，ξit為復合殘差項，ξit=ωit-uit+εit，其中，εit為隨機誤差項，反映不可觀測的因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平的影響；由于復合殘差項ξit可能并等于0，將導致OLS估計結(jié)果有偏。當ωit≥0，則表示人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；當uit≤0，則表示人口老齡化不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；當ωit=0，uit≤0或uit=0，ωit≥0時，模型為單邊隨機前沿模型。當ωit=uit=0時，模型為OLS模型。

通過式（1）可知，實際的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平最終是人口老齡化促進和阻礙的雙邊影響的結(jié)果：人口老齡化促進對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級使得產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平高于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，而人口老齡化阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，使其低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平，基于促進和阻礙的共同影響的凈效應衡量實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的偏離程度。

由于OLS估計有偏，為了同時估計參數(shù)δ和殘差項ωit和uit，本文使用極大似然估計方法（MLE）得到有效的估計結(jié)果。為此，ξit為復合殘差項，其分布需滿足：隨機誤差項彼此獨立，εit服從正態(tài)分布，即εit～iidN，ωit和uit均服從指數(shù)分布，即ωit～iidEXPuit～iidEXP誤差項與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級特征xit不相關(guān)。基于以上殘差項的分布假設(shè)，推導復合殘差項ξit的概率密度函數(shù)為：

在式（2）中，Φ(·)為標準正態(tài)分布的累計分布函數(shù)，φ(·)為概率密度函數(shù)，其他參數(shù)設(shè)定為：

進一步，基于以上參數(shù)的估計，在n個觀測值樣本中，估計極大似然函數(shù)（MLE）可以寫為：

其中，π=[β,σv,σw,σu]，最大化似然函數(shù)（3）可以得出極大似然估計的所有參數(shù)值，進一步推導ωit和uit兩者的條件密度函數(shù)分別為：

本文聚焦于人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正、負雙邊效應，因此，基于式（4）和式（5），可以估計面臨人口老齡化促進或是阻礙實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級偏離前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的程度。進一步，本文將人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的偏離程度的絕對程度值進一步轉(zhuǎn)換為高于或者低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平的百分比，轉(zhuǎn)換后的估計值具體為：

進一步，基于式（6）和式（7）推導出人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響的凈效應NE為：

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

基于以上計量模型，本文選取2000～2018年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，由于港澳臺及西藏地區(qū)（FDI數(shù)據(jù)）缺失，故剔除。涉及的變量選取具體如下：

1.被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)衡量，借鑒徐敏和姜勇（2015）[18]、汪偉（2015）[11]構(gòu)造的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指數(shù)：upgrade=≤upgrade≤3，其中xi表示第i(1,2,3)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重；

2.解釋變量：按照聯(lián)合國傳統(tǒng)標準，當一個國家或地區(qū)65歲及以上老年人口數(shù)量占總?cè)丝诒壤^7%時，則意味著這個國家或地區(qū)進入老齡化階段。本文借鑒陳衛(wèi)民等（2014）[5]、趙春燕（2018）[12]在研究人口老齡化與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系中，人口老齡化水平分別采用：（1）65歲以上人口占總?cè)丝诒戎兀唬?）老年撫養(yǎng)比（老年人口占勞動力人口的比重）來衡量。

3.借鑒前期相關(guān)研究，本文選取的控制變量包括：（1）人力資本積累，借鑒K W Li（2009）[19]對人力資本指標選取方法，用各?。ㄊ校┑娜司逃晗藓饬?；（2）高質(zhì)量資本積累，基于人均受教育年限計算，采用大專及以上人數(shù)占6歲及以上人口總數(shù)比重衡量；（3）少兒撫養(yǎng)比，一個地區(qū)的少兒撫養(yǎng)比的提高相應的促進消費需求以及改善未來勞動力供給，從而對產(chǎn)業(yè)升級產(chǎn)生影響[20]，以少兒人口占勞動力人口比重來衡量；（4）城市化水平，城鎮(zhèn)化水平高的地區(qū)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整提供了條件，城鎮(zhèn)化水平進程的加快助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[12]，采用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎貋砗饬?；?）對外開放水平，在開放經(jīng)濟環(huán)境下，也是文獻中認為影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重要因素[21][22]，以實際FDI值來衡量，F(xiàn)DI數(shù)據(jù)基于2000年對FDI進行了平減；（6）基礎(chǔ)設(shè)施水平，一個地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施通過空間溢出效應和蒂伯特機制對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響為正[23]，用各區(qū)域公路里程數(shù)占其面積的比重衡量；（7）投資率水平，于澤，徐沛東（2014）指出認為資本深化是影響我國經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要因素[24]，以全社會固定資本投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。本文選取的變量的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，以上所有變量的數(shù)據(jù)均取對數(shù)處理，變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結(jié)果及分析

（一）雙邊隨機前沿模型估計

1.人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應分析

首先對計量模型（8）進行估計，結(jié)果如表2。在表2中，M1為控制時間和地區(qū)效應的OLS估計結(jié)果，M2～M5為采用估計雙邊隨機前沿的極大似然估計法（MLE）的估計結(jié)果，其中：M2不控制時間和地區(qū)固定效應，M3控制時間固定效應，M4控制地區(qū)固定效應，M5同時控制時間和地區(qū)固定效應。M6～M8在上述基礎(chǔ)上加入人口老齡化變量，進一步估計老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應、負效應，其中：M6來識別人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負向效應，M7來識別老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向效應，M8同時識別正向、負向效應。最后可知，所設(shè)定的模型具有顯著差異，通過比較回歸結(jié)果的對數(shù)似然函數(shù)值和極大似然比值，本文基于M8進行后續(xù)方差分解和統(tǒng)計分析。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 雙邊隨機前沿模型基本估計結(jié)果

續(xù)表

2.方差分解：正效應和負效應的測算

基于表2中M8的回歸結(jié)果，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進、阻礙效應如表3。結(jié)果顯示：老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應估計系數(shù)為0.1630，負效應估計系數(shù)為0.1640，二者均與本文的理論假設(shè)一致，即人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在一正一負的雙邊效應，且負效應略大于正效應，即E(ω-u)=σω-σu=0.001。從影響比重來看，人口老齡化無法解釋隨機項總方差為0.0071，其中由而人口老齡化的總效應解釋了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級總方差的比重為76.97%，說明老齡化的促進和阻礙效應解釋了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級總方差的大部分，可見老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有重要影響，其中，老齡化的促進效應的影響占比為49.72%，而阻礙效應占50.28%。方差分解結(jié)果表明，我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級受人口老齡化影響的正效應小于負效應，從而導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平相對低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平。

表3 方差分解：人口老齡化的正效應和負效應

3.人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度

為將人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的偏離程度的絕對程度值進一步轉(zhuǎn)換為低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平的百分比，本文基于式（6）～（8）分別估計，分別表示人口老齡化的正效應和負效應，以及使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級偏離前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級凈效應的百分比分布特征，結(jié)果如表4。可以發(fā)現(xiàn)，平均而言，老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級1.59%，阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級1.60%，兩者相互影響的凈效應使實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級略低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平，這說明，由于人口老齡化的正效應稍小于負效應，如果假定前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級為100%，最終獲得的實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級小于100%，與前面方差分解的結(jié)論一致。第四列至第六列詳細報告了老齡化的正效應和負效應及二者凈效應的分布狀況，表明老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在顯著差異。具體而言，在25%分位，老齡化的正、負效應共同作用阻礙1/4的省份實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，降低0.83%；在50%分位，老齡化阻礙1/4的省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，降低0.02%，在75%分位，老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)，正效應超過負效應，表現(xiàn)為1/4的省份實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高0.97%。對于這一結(jié)論解釋是：一些省份由于人口老齡化水平和相對較低，促進效應大于阻礙效應，另外一些省份老齡化程度雖較高，但自身經(jīng)濟發(fā)展水平也較高，因此這些省份表現(xiàn)為人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

表4 人口老齡化正效應和負效應影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應估計（%）

本文給出了三者的頻數(shù)分布圖直觀呈現(xiàn)人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正負效應及凈效應分布情況（圖1～圖3）。圖1和圖2表明，人口老齡化的正效應以及負效應都表現(xiàn)出向右拖尾的分布特征，其中圖1說明，人口老齡化正向促進效應在7%的位置就消失了，圖2說明，負向的阻礙效應在10%的位置仍有拖尾現(xiàn)象。這說明，人口老齡化的阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負效應略大。圖3表明，老齡化的正效應與負效應分布比較來看，老齡化的負效應稍大于正效應所占比例。

圖1 人口老齡化阻礙效應分布

圖2 人口老齡化促進效應分布

（二）凈效應的時間趨勢特征

人口老齡化正、負效應的時間趨勢分布特征如表5。結(jié)果表明，2000～2018年，人口老齡化的凈效應大小在樣本年內(nèi)在-0.94%～1.47%之間，從時間變化趨勢來看，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應首先為負，此后凈負效應逐漸下降，說明人口老齡化先抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，隨后這種抑制影響不斷減弱，2015年凈效應由負變正且正效應漸強?？傮w而言，老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應呈現(xiàn)出負值逐漸降低并轉(zhuǎn)為正值的“U型”結(jié)構(gòu)的特征。對于這點結(jié)論，可能是因為：我國在2000年正式邁入老齡化社會以來，雖然人口老齡化速度快，但始終遠小于經(jīng)濟增長速度，經(jīng)濟增長快的地區(qū)老年人口有較好的收入和資產(chǎn)狀況為老齡產(chǎn)業(yè)的服務(wù)消費提供了購買力支撐，經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)的老齡以及老齡相關(guān)產(chǎn)業(yè)更為發(fā)達，更易滿足老年人的消費需求且交易更加便利，并且隨著人口老齡化不斷加劇，政府鼓勵和支持老齡化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而出現(xiàn)老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的由負效應轉(zhuǎn)為正效應，凈負效應為不斷減弱，凈正效應不斷增強的情況，因而，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級凈效應呈現(xiàn)出由負轉(zhuǎn)為正的“U型”趨勢特征。

圖3 人口老齡化凈效應分布

（三）凈效應的地區(qū)特征

人口老齡化的凈效應地區(qū)和省份特征分布如表6～7。估計結(jié)果顯示，三個地區(qū)凈效應比較來看，東部地區(qū)凈正效應最大，為0.04，中部地區(qū)凈效應為-0.42，西部地區(qū)凈效應為-0.17；從30個省份比較來看，老齡化凈效應為正和負值的省份各占一半，均為15個，其中，東部地區(qū)凈效應為正值的省份有8個，中部地區(qū)有1個，西部地區(qū)有6個；凈效應為負值的省份東部地區(qū)有3個，中部地區(qū)有7個，西部地區(qū)有5個。在所有省份中，北京的凈正效應最大，為3.85。這不難解釋，其一，從人口老齡化水平來看，2018年，三大地區(qū)的人口老齡化程度是東部地區(qū)最高，中部其次，西部最低，從人口老齡化增長率來看，從2000年至2018年，由于我國中西部地區(qū)不僅面對自身的人口自然老化，且大量的年輕勞動力流向東部地區(qū)，人口老齡化的速度依次是中部，西部、東部，所以人口老齡化的加劇在中部地區(qū)產(chǎn)生了較大的負向效應，東部地區(qū)得益于經(jīng)濟地理和政策優(yōu)勢，大多屬于經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，收入水平要遠高于中西部地區(qū)，所以東部地區(qū)凈效應為正值且超過一半省份出現(xiàn)凈正效應，這說明經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)由于不斷強化的正效應發(fā)生，最終表現(xiàn)為人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，這也進一步驗證了前面人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應的時間趨勢為“U”結(jié)構(gòu)特征的結(jié)論。

表5 人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響凈效應的年度分布特征（%）

（四）凈效應的異質(zhì)性特征分析

進一步驗證人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級得以更好發(fā)揮的可能條件，即不同的人力資本積累水和人均消費水平呈現(xiàn)的人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應異質(zhì)性。具體方法，按照人均受教育年限和實際人均消費水平進行分組，然后采用與上述模型相同方法，再次估算不同組別的正效應、負效應和凈效應。

1.分組的人均受教育年限影響分析

表6 人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級影響凈效應的地區(qū)分布特征（%）

表7 人口老齡化對人力資本影響凈效應的省份分布特征（%）

表8 按人均受教育年限分組的效應估計（%）

按照人均受教育年限將原始數(shù)據(jù)樣本分為三組分別進行估算，估計結(jié)果見表8。可以發(fā)現(xiàn)，在人均受教育年限（ed≤7.5年)組，人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應為-0.56%，在人均受教育年限（7.5年＜ed≤9.5年）組，凈效應為-0.44%，而在人均受教育年限（ed＞9.5年）組，凈效應為1.44%。由此可見，隨著人均受教育年限的不斷提高，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應不斷上升，負效應不斷下降，凈負效應相應地逐漸變小，在受教育年限大于9年的情況下實現(xiàn)了凈效應由負變正的特征。這說明，人均受教育水平的提高不僅可以弱化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負效應，強化正效應，當受教育水平提高到一定程度，老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應超過負效應，實現(xiàn)人口老齡化促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。這是因為在老齡化背景下的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級過程需要越來越多高素質(zhì)和高技能的勞動力與之相匹配，人均受教育水平的提高，意味著有大量的高素質(zhì)和高技能的勞動力產(chǎn)生助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向資本密集型和知識密集型轉(zhuǎn)變。

2.分組的實際人均消費水平影響分析

按照實際人均消費水平將原始數(shù)據(jù)分為三組分別進行估算，估計結(jié)果見表9。可以發(fā)現(xiàn)，在實際人均消費水平（recon≤3000元）組，人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應為-0.82%，在實際人均消費水平（3000元＜recon≤7000元）組，凈效應為-0.73%，在實際人均消費水平（recon＞7000元）組，凈效應為-0.44%。由此可見，隨著人均收入水平的不斷提高，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應不斷上升，負效應不斷下降，凈負效應逐漸變小的趨勢。這也說明，人均消費水平的提高可以弱化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負效應，強化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應。

表9 按實際人均消費水平（元）分組的效應估計（%）

五、穩(wěn)健型檢驗

為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替換解釋變量，采用老年撫養(yǎng)比（老年人口占勞動力人口的比重）替換人口老齡化的代理變量，再次估算人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應、負效應和凈效應。

本文列出相應的正和負效應的方差分解結(jié)果，如表10。結(jié)果表明，老年撫養(yǎng)比對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應估計系數(shù)為0.1620，負效應估計系數(shù)為0.1650，這與前文的估計結(jié)果一致，說明人口撫養(yǎng)比對人力資本的影響存在雙邊效應。從凈效應看，老年人口撫養(yǎng)比的正效應小于負效應，總體而言，老年撫養(yǎng)比的上升阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。從影響比重看，老年撫養(yǎng)比的總效應解釋了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級總方差的76.45%。其中，老年撫養(yǎng)比促進效應占48.80%，阻礙效應占51.20%，這說明在老年撫養(yǎng)比對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響中，由于老年撫養(yǎng)比的負效應占主導作用，從而使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級相對負向偏離其前沿水平。

進一步估計老年撫養(yǎng)比對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進效應、阻礙效應和二者相互作用的凈效應，結(jié)果如表11?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著老年人口撫養(yǎng)比上升，其促進效應使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提高1.59%，而阻礙效應使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平降低1.62%，凈效應使實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平相對低于前沿水平0.03%，與前文估計結(jié)果大致相同。

表10 方差分解：老年撫養(yǎng)比的擠出效應和擠入效應

表11 老年撫養(yǎng)比擠出效應和擠入效應對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的效應估計（%）

六、結(jié)論和建議

本文基于2000～2018年省級面板數(shù)據(jù)，利用雙邊隨機前沿模型實證檢驗人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響存在“一正一負”雙邊效應且存在時間趨勢和省份的異質(zhì)性特征，人力資本的積累和人均收入水平均調(diào)節(jié)人口老齡化影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應。本文實證結(jié)果表明：1.隨著我國人口老齡化水平的不斷提高，人口老齡化的促進效應使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級高于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平1.59%，其阻礙效應使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級低于前沿水平1.60%，兩者相互作用最終導致實際產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平低于前沿產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級水平0.01%。2.人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應的時間趨勢特征呈現(xiàn)出由負轉(zhuǎn)正的“U型”結(jié)構(gòu)的特征；人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應的地區(qū)趨勢特征顯示東部地區(qū)的凈效應為正，中西部地區(qū)為負值且中部地區(qū)凈負效應更大。3.隨著人力資本的積累和人均消費水平的提高，人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正效應得到強化，弱化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負效應，從而實現(xiàn)老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的凈效應為正。4.采用老年撫養(yǎng)比作為解釋變量替換人口老齡化指標，研究結(jié)論仍然穩(wěn)健。

基于上述結(jié)論，在我國的人口老齡化加劇趨勢不可避免的背景下，人口老齡化社會的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級既面臨挑戰(zhàn)，又存在機遇，如何弱化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負向效應，順應人口老齡化的趨勢，強化人口老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向效應，是積極應對人口老齡化，促進我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)注的焦點?；诖?，本文提出建議如下：

1.提高人力資本積累水平，尤其是高質(zhì)量人力資本的積累。產(chǎn)業(yè)升級實質(zhì)上是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的勞動生產(chǎn)率和科技含量不斷提升的過程，人口老齡化為產(chǎn)業(yè)升級提供了條件，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的老齡化方向調(diào)整需要越來越多高素質(zhì)、高技能且符合產(chǎn)業(yè)高級化水平的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)工人與之相匹配。因此，繼續(xù)增加對基礎(chǔ)教育和高等教育的投入，鞏固義務(wù)教育的高入學率，實施義務(wù)高中教育，提高高等教育入學率，擴大研究生招生率；改革教育模式，提高教育質(zhì)量，如根據(jù)經(jīng)濟社會發(fā)展的需求，實現(xiàn)所學專業(yè)與就業(yè)崗位的匹配，對高等學校的教育體制、學科布局、專業(yè)設(shè)置和教學方法進行改革等；提高高學歷教育人才、專業(yè)技能人才、創(chuàng)新性人才的工資福利待遇；發(fā)展職業(yè)培訓教育，專業(yè)技能培訓教育，加速推進人口質(zhì)量化進程，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝符合人口老齡化方向的資本、知識密集型產(chǎn)業(yè)進行調(diào)整。

2.提高老年人的消費能力。我國的老齡人口眾多且老齡化速度較快，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級帶來機遇，催生“銀發(fā)經(jīng)濟”，老年人的消費潛力得以釋放，將更多的潛在需求轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實需求和購買力是我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的動力，且老年人口的消費能力越強，其需求的多元化和高級化將引導著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向著更高級的方向發(fā)展。因此，政府可以在收入分配、養(yǎng)老、醫(yī)療等社會保障制度方面進行改革，如通過初次分配和再分配改革等政策逐漸提高居民收入，尤其是對中低收入家庭和居民，降低居民收入分配差距；加強對老年人創(chuàng)業(yè)、就業(yè)的政策支持，實施稅收減免、獎勵鼓勵扶持老年人實現(xiàn)自主創(chuàng)業(yè)、彈性就業(yè)和延長就業(yè)，增加老年人收入，提高老年人消費能力；提高老年人養(yǎng)老保障，擴大養(yǎng)老、醫(yī)療保險覆蓋面和保障率，減弱老年人口養(yǎng)老的后顧之憂，激活老年人口的消費動力。

3.人口老齡化雖為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級提供了條件，但老齡化引發(fā)了勞動力生產(chǎn)率下降和老齡負擔效應確實存在，這會強化老齡化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的負效應。因此，從長遠來看，要進一步制定積極的人口生育和生育配套政策，鼓勵生育二胎，建立生育津貼制度，撫育經(jīng)濟補貼制度，如實施幼兒園義務(wù)教育等政策來延緩人口老齡化速度。