地區(qū)人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響
——基于偏最小二乘路徑模型的實(shí)證研究

李春平，葛瑩玉

(1.常州工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇常州213002；2.江蘇理工學(xué)院商學(xué)院，江蘇常州213001)

LI Chunping1,GE Yingyu2

(1.School of Economics and Management,Changzhou Institute of Technogy,Changzhou 213002;2.Business School,Jiangsu University of Technology,Changzhou 213001)

(a)身體素質(zhì)

(b)文化素質(zhì)

(c)勞動(dòng)技能素質(zhì)

(d)人口素質(zhì)

?

地區(qū)人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響
——基于偏最小二乘路徑模型的實(shí)證研究

李春平1，葛瑩玉2

(1.常州工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江蘇常州213002；2.江蘇理工學(xué)院商學(xué)院，江蘇常州213001)

地區(qū)人口素質(zhì)提高對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極意義，然而由于人口素質(zhì)通常無法直接測(cè)量，因而很難定量分析人口素質(zhì)提高對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。通過分析人口素質(zhì)的內(nèi)涵，建立地區(qū)人口素質(zhì)的測(cè)度指標(biāo)體系，構(gòu)建地區(qū)人口素質(zhì)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑模型，并基于偏最小二乘法對(duì)地區(qū)人口素質(zhì)的潛變量進(jìn)行定量測(cè)度。結(jié)果表明：身體素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著，文化素質(zhì)通過促進(jìn)勞動(dòng)技能素質(zhì)的提高對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生作用，投入性變量通過提高地區(qū)人口素質(zhì)，能對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生更大的作用。

人口素質(zhì)；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；潛變量；偏最小二乘法

LI Chunping1,GE Yingyu2

(1.School of Economics and Management,Changzhou Institute of Technogy,Changzhou 213002;2.Business School,Jiangsu University of Technology,Changzhou 213001)

隨著我國(guó)勞動(dòng)年齡人口規(guī)模的下降，依賴人口規(guī)模增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式已不具有可持續(xù)性，人口素質(zhì)的提升、科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步將逐步代替人口規(guī)模成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?。然而，人口素質(zhì)是復(fù)雜的綜合概念，且人口素質(zhì)的構(gòu)成指標(biāo)又或多或少受經(jīng)濟(jì)因素影響，人口素質(zhì)概念的復(fù)雜性以及與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間關(guān)系的交互性，阻礙了人口素質(zhì)相關(guān)定量研究的發(fā)展。本文從人口素質(zhì)的經(jīng)濟(jì)屬性出發(fā)，構(gòu)建地區(qū)人口素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的路徑關(guān)系模型，并通過偏最小二乘法對(duì)人口素質(zhì)潛變量進(jìn)行定量測(cè)度，進(jìn)一步推動(dòng)人口素質(zhì)的量化研究。

1　人口素質(zhì)的概念

目前學(xué)界關(guān)于人口素質(zhì)內(nèi)涵的認(rèn)識(shí)基本一致，認(rèn)為人口素質(zhì)是一種具有經(jīng)濟(jì)屬性的、依附于人身上的稀缺資源[1]，地區(qū)人口素質(zhì)是由每個(gè)個(gè)體的素質(zhì)有機(jī)組合而成。然而，在其具體外延上未有定論，雖有一些人口素質(zhì)的衡量標(biāo)準(zhǔn)，但仍存在一些缺陷，更缺乏人口素質(zhì)的區(qū)域和國(guó)際比較。目前主要有“三要素”和“二要素”論，也有學(xué)者增加了勞動(dòng)技能素質(zhì)形成“四要素”論。

從人口素質(zhì)的測(cè)度指標(biāo)體系來看，在國(guó)際上具有代表性的指數(shù)有PQLI、HDI、ASHA 3種指數(shù)，但離人口素質(zhì)的本質(zhì)含義仍有距離。因此，我國(guó)學(xué)者在構(gòu)建人口素質(zhì)指數(shù)上進(jìn)行了大量嘗試，較有代表性的有人口素質(zhì)綜合指數(shù)、新生命素質(zhì)指數(shù)等，也有學(xué)者基于指標(biāo)體系的方法構(gòu)建了人口素質(zhì)的多層測(cè)度指標(biāo)體系[2-4]。

從人口素質(zhì)的測(cè)度及對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響來看，國(guó)內(nèi)學(xué)者采用多種統(tǒng)計(jì)方法對(duì)人口素質(zhì)進(jìn)行直接評(píng)價(jià)，常見的方法如主成分分析法、層次分析法和聚類分析法等[5-7]，也有學(xué)者采用結(jié)構(gòu)方程方法來研究人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用[8]。一系列研究表明我國(guó)的人口素質(zhì)提升明顯[9]，但存在地區(qū)差異[10-12]，人口素質(zhì)提升與經(jīng)濟(jì)發(fā)展有關(guān)[13-15]，勞動(dòng)力人口素質(zhì)比人口紅利對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用更大[16]。

盡管國(guó)內(nèi)外學(xué)者在人口素質(zhì)的內(nèi)涵上得到了基本一致的結(jié)論，但人口素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系仍存在較大差異，統(tǒng)計(jì)評(píng)價(jià)也都采用直接評(píng)價(jià)法，直接評(píng)價(jià)權(quán)重確定的主觀性和可變性使國(guó)內(nèi)外不同學(xué)者的評(píng)價(jià)結(jié)果缺乏可比性，影響對(duì)人口素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展關(guān)系的正確認(rèn)識(shí)，有礙提高人口素質(zhì)對(duì)策的研究。間接評(píng)價(jià)技術(shù)能消除直接評(píng)價(jià)權(quán)重確定的主觀性和可變性的缺點(diǎn)，從人口素質(zhì)的本質(zhì)來測(cè)度人口素質(zhì)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中發(fā)揮的作用，具有更加明確的經(jīng)濟(jì)含義。

2　人口素質(zhì)指標(biāo)體系構(gòu)建及數(shù)據(jù)處理

根據(jù)現(xiàn)有學(xué)者的研究，本文定義人口素質(zhì)由身體素質(zhì)、文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)三部分構(gòu)成(由于難以直接量化測(cè)度，這里忽略思想道德素質(zhì))?？偨Y(jié)現(xiàn)有研究成果，遵循科學(xué)性、有效性、代表性和可操作性等原則，確定了人口素質(zhì)測(cè)度指標(biāo)體系框架，如表1所示。

表1人口素質(zhì)測(cè)度指標(biāo)體系

目標(biāo)層準(zhǔn)則層 指標(biāo)層人口素質(zhì)總體水平身體素質(zhì)水平PQ1x1:平均預(yù)期壽命/年x2:嬰兒死亡率/‰x3:勞動(dòng)年齡人口比例/‰文化素質(zhì)水平PQ2x4:文盲率/%x5:大專以上人口比例/%x6:人均受教育年限/年勞動(dòng)技能素質(zhì)水平PQ3x7:技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率x8:每萬人發(fā)明授權(quán)量/項(xiàng)x9:每萬人專利授權(quán)量/項(xiàng)

1)衡量身體素質(zhì)水平的指標(biāo)。本文選取了平均預(yù)期壽命、嬰兒死亡率和勞動(dòng)年齡人口比例3個(gè)指標(biāo)。平均預(yù)期壽命和嬰兒死亡率2個(gè)指標(biāo)在國(guó)際上使用較多，直接客觀，方便對(duì)比，基本可以反映人口的健康水平。勞動(dòng)年齡人口比例則能在宏觀上反映地區(qū)勞動(dòng)能力的擁有狀態(tài)，是地區(qū)總的身體素質(zhì)的體現(xiàn)。

2)衡量文化素質(zhì)水平的指標(biāo)。本文選取了文盲率、大專以上人口比例、人均受教育年限3個(gè)指標(biāo)。文盲率，是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)基礎(chǔ)教育普及程度的重要指標(biāo)。大專以上人口比例是體現(xiàn)社會(huì)文化素質(zhì)的重要方面。地區(qū)的人均受教育年限與其人口的文化素質(zhì)呈正比例關(guān)系，研究上常用人均受教育年限作為衡量人口文化素質(zhì)高低的重要指標(biāo)。

3)衡量勞動(dòng)技能素質(zhì)水平的指標(biāo)。本文選取了技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率、專利授權(quán)量和發(fā)明授權(quán)量3個(gè)指標(biāo)。技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率是反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中技術(shù)進(jìn)步作用的重要指標(biāo)，反映了地區(qū)人口素質(zhì)提升帶來的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)及其在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用。專利授權(quán)量可以最直觀地反映科技領(lǐng)域內(nèi)所取得的成就，反映該地區(qū)科技活動(dòng)活躍程度和發(fā)展高新科技產(chǎn)業(yè)的力度，是反映勞動(dòng)技能素質(zhì)的重要指標(biāo)。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)用人均GDP(y1)、可支配收入(y2)和財(cái)政稅收收入(y3)表示，人均全社會(huì)固定資產(chǎn)投資(z1)、人均R&D經(jīng)費(fèi)(z2)、人均教育支出(z3)、人均文化體育支出(z4)、人均醫(yī)療衛(wèi)生支出(z5)表示影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口素質(zhì)的外部因素，總撫養(yǎng)比(k)為反映地區(qū)人口年齡結(jié)構(gòu)的控制變量。數(shù)據(jù)來源于2015年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，嬰兒死亡率數(shù)據(jù)來源于2014年《中國(guó)衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》。

為了消除量綱和單位的影響，本文對(duì)原始指標(biāo)vi(包括xi，i=1,2,…,9；yi，i=1,2,3；zi，i=1,2,…,5；k)進(jìn)行了0～1標(biāo)準(zhǔn)化處理，對(duì)于正向指標(biāo)

嬰兒死亡率和文盲率2個(gè)指標(biāo)是逆指標(biāo)，采取逆向0～1標(biāo)準(zhǔn)化處理：

0～1標(biāo)準(zhǔn)化處理后的各指標(biāo)值取值范圍均在0～1，且均為越大越好型指標(biāo)。

3　人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的模型構(gòu)建

3.1模型1

如果不考慮人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，僅僅從地區(qū)人均投資、人均R&D經(jīng)費(fèi)等投入性指標(biāo)來說明地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異，則可構(gòu)建如下測(cè)量模型：

(1)

式中：z和y是外生性指標(biāo)；δ和ε為測(cè)量誤差；Λz是z指標(biāo)與潛變量Z的系數(shù)；Λy是y指標(biāo)與潛變量Y的系數(shù)。相應(yīng)的結(jié)構(gòu)模型如下：

Y=ΓZ+βk+ζ

(2)

式中：Γ和β為回歸系數(shù)；ζ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

不包含人口素質(zhì)的模型如圖1所示。

圖1　不包含人口素質(zhì)的模型1

圖中Z表示投入性變量，k為控制變量，Y表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展結(jié)果變量。

3.2模型2

由于地區(qū)人口的身體素質(zhì)、文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)、稅收和收入等都有影響，且身體素質(zhì)、文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)三者不獨(dú)立，身體素質(zhì)和文化素質(zhì)均能影響勞動(dòng)技能素質(zhì)，而投入性指標(biāo)又會(huì)對(duì)人口素質(zhì)的三方面產(chǎn)生影響，因此本文構(gòu)建如下測(cè)量模型：

(3)

式中：x1、x2、x3、z和y是外生性指標(biāo)；δ、ε、ξ1、ξ2、ξ3為測(cè)量誤差；Λz是z指標(biāo)與潛變量Z的系數(shù)；Λy是y指標(biāo)與潛變量Y的系數(shù)；Λ1、Λ2、Λ3為人口素質(zhì)潛變量系數(shù)。相應(yīng)的結(jié)構(gòu)模型如下：

(4)

式中：γ、λ和β為回歸系數(shù)；ζ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

包含人口素質(zhì)的模型如圖2所示。

圖2　包含人口素質(zhì)的模型2

則，地區(qū)人口素質(zhì)水平為

式中：αi(i=1,2,3)為歸一化的總效應(yīng)。

3.3偏最小二乘法

偏最小二乘法是結(jié)合多元線性回歸、典型相關(guān)分析和主成分分析的一種分析方法，相較于結(jié)構(gòu)方程估計(jì)的極大似然法，偏最小二乘法可以處理非正態(tài)數(shù)據(jù)、因子結(jié)構(gòu)不確定模型等情況，且具有預(yù)測(cè)潛變量的功能。本文采用R軟件①的plspm分析包②進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和實(shí)證分析。

4　地區(qū)人口素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的實(shí)證分析

4.1模型的擬合檢驗(yàn)

本文從唯一維度檢驗(yàn)、共同因子和平均方差提取率3個(gè)指標(biāo)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷挠行?，檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)見表2。

表2維度唯一性的檢驗(yàn)判斷標(biāo)準(zhǔn)

檢驗(yàn)指標(biāo)指標(biāo)說明檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)唯一維度檢驗(yàn)unidimensionality檢驗(yàn)潛變量的唯一性 1)在主成分分析下,第一個(gè)特征值大于1,其他均小于1,至少第一個(gè)特征值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他特征值; 2)Cronbach'sα的值大于0.7時(shí); 3)Dillon-Goldstein'sρ的值大于0.7時(shí)。共同因子communality衡量外部模型中的潛變量對(duì)觀測(cè)變量的預(yù)測(cè)能力 communalityjk=cor2(xjk,yj)>0.5平均方差提取率AVE1)衡量外部模型的潛變量對(duì)觀測(cè)變量的預(yù)測(cè)能力2)潛變量的區(qū)別效度 1)AVE=1pj∑pjk=1cor2(xjk,yj)>0.5 2)AVE>cor(yi,yj) (i≠j)

唯一維度檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，由表可知，投入性變量、身體素質(zhì)、文化素質(zhì)、勞動(dòng)技能素質(zhì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Cronbach′sα系數(shù)均大于0.7。Dillon-Goldstein′sρ的值都大于0.8，而且第一特征值大于第二特征值較多。

綜合來看，投入性變量、身體素質(zhì)、文化素質(zhì)、勞動(dòng)技能素質(zhì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的觀測(cè)變量所反映的潛變量是唯一的。

表3維度唯一性的檢驗(yàn)結(jié)果

變量名稱Cronbach'sα系數(shù)唯一維度檢驗(yàn)ρ值第一特征值第二特征值 投入性變量0.7610.8442.821.325 身體素質(zhì)0.7570.8632.040.776 文化素質(zhì)0.8510.9122.330.617 勞動(dòng)技能素質(zhì)0.9180.9492.580.278 經(jīng)濟(jì)發(fā)展0.8900.9322.470.436

共同因子檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。由表可知，除了投入性變量共同因子檢驗(yàn)接近0.5外，其余潛變量共同因子檢驗(yàn)結(jié)果均大于0.5，AVE值與共同因子檢驗(yàn)一致，因此，說明潛變量具有較好的預(yù)測(cè)能力，同時(shí)也說明模型整體擬合效果較好。

表4共同因子檢驗(yàn)結(jié)果

變量名稱共同因子檢驗(yàn)AVE 投入性變量0.4460.446 身體素質(zhì)0.6710.671 文化素質(zhì)0.7450.745 勞動(dòng)技能素質(zhì)0.8600.860 經(jīng)濟(jì)發(fā)展0.8190.819

4.2路徑分析

偏最小二乘回歸結(jié)果顯示，模型1中投入性變量對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著，而反映人口負(fù)擔(dān)的控制變量對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有制約作用。模型2中加入了人口素質(zhì)的因素，投入性變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響仍顯著，但影響程度從0.665下降為0.382，控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響由負(fù)轉(zhuǎn)正。身體素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著的直接影響，而文化素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接影響不顯著。

投入性變量對(duì)人口素質(zhì)三方面潛變量的影響系數(shù)均顯著，說明投入性變量通過人口素質(zhì)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中介作用顯著。此外，身體素質(zhì)對(duì)勞動(dòng)技能素質(zhì)的影響不顯著，而文化素質(zhì)對(duì)勞動(dòng)技能素質(zhì)的影響顯著。如表5所示。

表5模型系數(shù)顯著性檢驗(yàn)表

路徑名稱模型1模型2系數(shù)T檢驗(yàn)值系數(shù)T檢驗(yàn)值投入性變量 →經(jīng)濟(jì)發(fā)展0.665***5.630.382***4.33控制變量 →經(jīng)濟(jì)發(fā)展-0.284**-2.40.182**2.10身體素質(zhì) →經(jīng)濟(jì)發(fā)展--0.610***4.95文化素質(zhì) →經(jīng)濟(jì)發(fā)展---0.155-1.34勞動(dòng)技能素質(zhì)→經(jīng)濟(jì)發(fā)展--0.389***3.39投入性變量 →身體素質(zhì)--0.556***3.60投入性變量 →文化素質(zhì)--0.594***3.98投入性變量 →勞動(dòng)技能素質(zhì)--0.500***4.77身體素質(zhì) →勞動(dòng)技能素質(zhì)--0.1080.621文化素質(zhì) →勞動(dòng)技能素質(zhì)--0.409**2.27

注：***、**和*分別表示在0.01、0.05和0.1的置信度水平下顯著。

投入性變量、身體素質(zhì)、文化素質(zhì)、勞動(dòng)技能素質(zhì)和控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)見表6(去除了表5中不顯著的路徑)。模型1中投入性變量和控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效應(yīng)分別為0.665和-0.284。而在模型2中，投入性變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接作用下降為0.382，但通過人口素質(zhì)的間接效應(yīng)變?yōu)?.562，總效應(yīng)達(dá)0.944，說明投入性變量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。身體素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展均有直接作用，且身體素質(zhì)的直接效應(yīng)要大于勞動(dòng)技能素質(zhì)，說明當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)仍然更多地依賴于勞動(dòng)力，技術(shù)技能創(chuàng)新所占的比重相對(duì)較低。文化素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)不顯著，通過勞動(dòng)技能素質(zhì)的間接效應(yīng)顯著，但相對(duì)身體素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)仍較低，說明文化素質(zhì)的提高是經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的結(jié)果，文化素質(zhì)提高不能直接作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是會(huì)促進(jìn)勞動(dòng)技能素質(zhì)的提高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。當(dāng)前我國(guó)的文化素質(zhì)通過勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用還不高的原因，首先在于文化知識(shí)向生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化的能力還不高，其次是經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)勞動(dòng)技能的依賴相對(duì)較低。

表6路徑關(guān)系的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)

路徑名稱模型1模型2直接效應(yīng)直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)投入性變量 →經(jīng)濟(jì)發(fā)展0.6650.3820.5620.944控制變量 →經(jīng)濟(jì)發(fā)展-0.2840.20400.204身體素質(zhì) →經(jīng)濟(jì)發(fā)展-0.54100.541文化素質(zhì) →經(jīng)濟(jì)發(fā)展-00.1760.176勞動(dòng)技能素質(zhì)→經(jīng)濟(jì)發(fā)展-0.32900.329投入性變量 →身體素質(zhì)-0.55300.553投入性變量 →文化素質(zhì)-0.62200.622投入性變量 →勞動(dòng)技能素質(zhì)-0.4680.3330.801身體素質(zhì) →勞動(dòng)技能素質(zhì)-000文化素質(zhì) →勞動(dòng)技能素質(zhì)-0.53500.535

4.3各地區(qū)人口素質(zhì)水平測(cè)度及分布

根據(jù)上文的估計(jì)公式，可得2014年我國(guó)各地區(qū)人口素質(zhì)的平均水平為0.399。由于各測(cè)量指標(biāo)均在0～1取值，因此人口素質(zhì)的測(cè)度結(jié)果也在0～1，結(jié)果見表7。其中，身體素質(zhì)的平均水平高于文化素質(zhì)，勞動(dòng)技能素質(zhì)的平均水平相對(duì)較低。

表7人口素質(zhì)的水平測(cè)度結(jié)果

潛變量極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差身體素質(zhì)0.0430.9790.5390.200文化素質(zhì)0.0001.0000.4240.164勞動(dòng)技能素質(zhì)0.0200.9310.1550.211人口素質(zhì)0.0300.9680.3990.185

可見，勞動(dòng)技能素質(zhì)是當(dāng)前相對(duì)薄弱的環(huán)節(jié)。

從人口素質(zhì)的空間分布(如圖3)來看，東部沿海地區(qū)由于年輕勞動(dòng)力的大量流入，身體素質(zhì)明顯優(yōu)于中部地區(qū)和西部地區(qū)，北京和上海的身體素質(zhì)處于全國(guó)最高水平(不包含港澳臺(tái)地區(qū))。文化素質(zhì)的地區(qū)差異相對(duì)較小，北京和上海的文化素質(zhì)仍處于全國(guó)最高水平。各地區(qū)的勞動(dòng)技能素質(zhì)總體水平均較低，但北京和東南沿海地區(qū)仍高于其他地區(qū)。因此，總體而言，我國(guó)的人口素質(zhì)呈現(xiàn)了明顯的地區(qū)差異，東南沿海地區(qū)的人口素質(zhì)水平相對(duì)最高，但中西部地區(qū)的人口素質(zhì)差異并不大。

(a)身體素質(zhì)

(b)文化素質(zhì)

(c)勞動(dòng)技能素質(zhì)

(d)人口素質(zhì)

圖3各地區(qū)人口素質(zhì)水平分布圖

5　結(jié)論及對(duì)策建議

本文基于人口素質(zhì)的經(jīng)濟(jì)屬性，構(gòu)建了人口素質(zhì)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的偏最小二乘路徑模型，實(shí)證檢驗(yàn)了身體素質(zhì)、文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)，并通過構(gòu)建潛變量估計(jì)模型，定量分析了我國(guó)各地區(qū)人口素質(zhì)的總體水平及空間分布。結(jié)果表明：①在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，我國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍主要依賴于人口的身體素質(zhì)狀況；②文化素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接作用不顯著，文化素質(zhì)通過勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到一定的促進(jìn)作用；③勞動(dòng)技能素質(zhì)由于總體水平偏低，其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接作用仍弱于身體素質(zhì)；④在不考慮人口素質(zhì)的模型中投入性變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)為0.665，當(dāng)加入人口素質(zhì)后，投入性變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)下降為0.382，通過人口素質(zhì)產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.562，總效應(yīng)達(dá)0.944，可見投入性變量通過人口素質(zhì)可以發(fā)揮更大的作用。在勞動(dòng)年齡人口規(guī)模開始下降的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，主要依賴身體素質(zhì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式缺乏持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力，需要通過提高勞動(dòng)技能素質(zhì)水平來補(bǔ)充經(jīng)濟(jì)發(fā)展的持續(xù)動(dòng)力，因此本文建議：

首先，身體素質(zhì)仍是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，在貫徹執(zhí)行“全面兩孩”政策，提高人口出生水平，補(bǔ)充未來勞動(dòng)力規(guī)模的基礎(chǔ)上，可通過醫(yī)療衛(wèi)生和健康的投入，進(jìn)一步增強(qiáng)出生人口身體素質(zhì)和健康水平。身體健康的勞動(dòng)力是經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的基礎(chǔ)動(dòng)力，也是勞動(dòng)技能素質(zhì)提高的必要條件。

其次，勞動(dòng)技能素質(zhì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用將越來越大，勞動(dòng)技能素質(zhì)也是當(dāng)前我國(guó)人口素質(zhì)中相對(duì)薄弱的環(huán)節(jié)，需要通過文化教育等多種途徑提高人口的文化素質(zhì)，同時(shí)通過實(shí)用的技能培訓(xùn)、技能學(xué)習(xí)、技能實(shí)踐等方式，增強(qiáng)在校學(xué)生及就業(yè)人員的勞動(dòng)技能水平，在推進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，不能忽略技能水平提高和創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。

注釋：

①R Core Team (2016).R:A language and environment for statistical computing.R Foundation for Statistical Computing,Vienna,Austria.https://www.R-project.org/.

②Gaston Sanchez,Laura Trinchera and Giorgio Russolillo (2015).plspm:Tools for Partial Least Squares Path Modeling (PLS-PM).R package version 0.4.7.https://CRAN.R-project.org/package=plspm.

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責(zé)任編輯：唐海燕

Influence of Regional Population Quality on Economic Development—An Empirical Study Based on Partial Least Squares Path Model

The improvement of population quality has a positive significance to regional economic development.However,population quality cannot be measured directly.It is difficult to quantitatively analyze the effect of population quality improvement on the regional economic development.Through analyzing the connotation of population quality,an index system for measuring regional population quality was constructed.A path model was built to simulate the influence of population quality on economic development.The latent variables of regional population quality were then measured by using the partial least squares method.The results showed that physical quality and labor skill had significant influences on regional economic development.Cultural quality exerted influence on regional economic development through promoting labor skill.By improving population quality,input variables could have a greater effect on regional economic development.

population quality;economic development;latent variable;partial least squares method

10.3969/j.issn.1671-0436.2016.04.013

2016- 05-20

江蘇省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃辦公室省社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(12ZHD006)；全國(guó)哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃辦公室國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目(13CTJ013)

李春平(1982—)，男，博士，講師。

C924.24;F124

A

1671- 0436(2016)04- 0057- 07