人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的非線性特征*
——基于PSTR模型的實(shí)證研究

孫海波 焦翠紅 林秀梅

（吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心 吉林長(zhǎng)春 130012）

人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的非線性特征*
——基于PSTR模型的實(shí)證研究

孫海波 焦翠紅 林秀梅

（吉林大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心 吉林長(zhǎng)春 130012）

本文構(gòu)建面板平滑轉(zhuǎn)換模型，運(yùn)用我國(guó)2003—2013年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，研究了人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。結(jié)果不僅支持人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間“U”型關(guān)系的存在，還表明人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的門限效應(yīng)。當(dāng)前經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部省份已進(jìn)入人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的正向影響階段，而中西部地區(qū)大部分省份尚未跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的臨界值，人力資本集聚并不利于這些省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善。進(jìn)一步，為克服由人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)雙向因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題，本文構(gòu)建聯(lián)立方程模型重新進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所得結(jié)果與面板平滑轉(zhuǎn)換模型結(jié)果相一致，表明本文結(jié)論具有很好的穩(wěn)健性。

人力資本集聚 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) 非線性特征 PSTR模型

一、引言

改革開放以來，中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生深刻變革，主要表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)增加值比重逐漸下降，工業(yè)與服務(wù)業(yè)增加值比重不斷攀升。但我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整仍面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，集中體現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)發(fā)展質(zhì)量低下、發(fā)展方式粗放，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理等問題。2014年，全國(guó)層面來看，第二產(chǎn)業(yè)增加值比重為42.7%，第三產(chǎn)業(yè)增加值比重為48.1%，雖然第三產(chǎn)業(yè)增加值比重已經(jīng)超過第二產(chǎn)業(yè)，但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比還存在一定差距，發(fā)達(dá)國(guó)家服務(wù)業(yè)增加值占GDP比重已超過70%；分地區(qū)層面來看，東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重為48.81%，中西部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值比重為40.27%。可見，當(dāng)前我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有待進(jìn)一步優(yōu)化，區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異明顯。造成這種現(xiàn)象的原因很多，其中不乏人力資本集聚因素。如今，中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，教育水平大幅提高，人力資本集聚現(xiàn)象越來越明顯，發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)之間人力資本水平差距呈不斷擴(kuò)大趨勢(shì)（王小魯?shù)龋?004）。為此，有必要針對(duì)人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間關(guān)系進(jìn)行深入研究，這不僅可以為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供理論依據(jù)，而且也具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

近年，伴隨新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的發(fā)展，有關(guān)人力資本集聚的研究逐漸展開并取得豐碩成果。Fujita和Thisse（2003）依托新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)和內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，闡釋了人力資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Alessandra和Philip（2009）指出，人力資本集聚在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演重要角色。Rauch（1993）通過對(duì)美國(guó)大城市調(diào)查數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)人力資本聚集對(duì)地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升具有明顯促進(jìn)作用。Glaeser和Resseger（2010）的研究也證實(shí)這一點(diǎn)，認(rèn)為地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率與人力資本集聚呈正相關(guān)關(guān)系。張海峰（2016）考察了人力資本集聚對(duì)區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的影響，結(jié)果表明人力資本集聚有利于區(qū)域創(chuàng)新績(jī)效的提升。此外，還有一些研究討論了人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響。Joshua和Edward（2012）研究認(rèn)為，人力資本集聚與來自私人部門的創(chuàng)新溢出對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有積極影響。焦勇（2015）利用2003—2012年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的影響，認(rèn)為人力資本集聚可以推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向中高端邁進(jìn)。許慶明等（2015）將中國(guó)長(zhǎng)三角地區(qū)人口集聚程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況與日本、韓國(guó)進(jìn)行對(duì)比，發(fā)現(xiàn)提升長(zhǎng)三角地區(qū)人口集聚程度能夠加快地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。陶長(zhǎng)琪和周璇（2016）研究表明，省域人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有促進(jìn)作用。

總體來看，現(xiàn)有研究都強(qiáng)調(diào)人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的線性影響，事實(shí)上，受制于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)并非簡(jiǎn)單地表現(xiàn)為線性的正向或者負(fù)向作用，兩者之間可能存在非線性特征，然而當(dāng)前文獻(xiàn)對(duì)此并未涉及。于是，本文從以下三個(gè)方面對(duì)已有文獻(xiàn)做出有益的補(bǔ)充：第一，不同于已有研究中所采用的線性回歸技術(shù)，本文利用面板平滑遷移（PSTR）模型對(duì)人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的非線性特征進(jìn)行識(shí)別，PSTR模型不僅能夠較為細(xì)致地刻畫模型回歸系數(shù)在截面上的異質(zhì)性，而且模型回歸系數(shù)還可以實(shí)現(xiàn)在不同區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換，能夠很好地捕捉變量之間的非線性特征。第二，考慮到人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)存在雙向因果關(guān)系可能帶來內(nèi)生性問題，本文設(shè)定有效的聯(lián)立方程模型以克服內(nèi)生性問題帶來的影響，增強(qiáng)研究結(jié)論的可信度。第三，鑒于我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，進(jìn)一步探討了人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響的區(qū)域差異，以期更加深入地把握區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的政策取向。

二、理論分析與研究假說

人力資本集聚不僅可以降低知識(shí)傳播成本，而且在一定程度上有利于企業(yè)技術(shù)水平的提升，進(jìn)而改善地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Glaeser，1999）。人力資本集聚程度高的地區(qū)，高學(xué)歷人口密度大，方便知識(shí)共享產(chǎn)生新思想，充分滿足該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對(duì)專業(yè)人才的需求。同時(shí)，Vollrath（2009）研究發(fā)現(xiàn)，人力資本錯(cuò)配嚴(yán)重影響全要素生產(chǎn)率的提升。對(duì)于人力資本離散區(qū)而言，人才流失嚴(yán)重，無法滿足產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)高水平人力資本的需求，也就導(dǎo)致人力資本離散區(qū)企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整乏力，成為制約產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要因素之一（王金營(yíng)，2013）。以上分析表明，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)可能同時(shí)存在正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)的雙重影響。為清晰展示二者關(guān)系，我們利用我國(guó)2003—2013年分地區(qū)人力資本集聚程度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平數(shù)據(jù)繪制出散點(diǎn)圖（圖1）。據(jù)此，我們提出假說1：

假說1：人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間呈U型關(guān)系。

圖1 人力資本集聚程度與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的散點(diǎn)圖

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，大量高層次人力資本向城市集聚，尤其是一些收入水平較高的地區(qū)（李海崢等，2013）。陳得文和苗建軍（2012）采用空間過濾模型消除人力資本空間相關(guān)性影響后，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)人力資本集聚效應(yīng)最明顯。Curran和Blackburn（1994）也指出，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后將導(dǎo)致人力資本流失。從中國(guó)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)看，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異明顯，例如，2014年，北京、天津和上海人均GDP已超過9.5萬元（當(dāng)年價(jià)），而甘肅、貴州和云南仍不足3萬元，如此大的地區(qū)差異必然會(huì)對(duì)人力資本流動(dòng)產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響人力資本集聚效應(yīng)的發(fā)揮。Barro等（1992）的研究強(qiáng)調(diào)人力資本與物質(zhì)資本相互匹配的重要性，只有二者匹配協(xié)調(diào)才能對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生積極的影響。若一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，缺少生產(chǎn)所需的先進(jìn)機(jī)器、必要設(shè)備等重要的物質(zhì)資本，即使有大量人力資本集聚于此，也難以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)大步前進(jìn)，那么合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也就無從談起（魏下海和張建武，1999）。可以看出，人力資本集聚效應(yīng)的發(fā)揮會(huì)受到地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的約束，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好的地區(qū)，人力資本集聚表現(xiàn)出明顯的比較優(yōu)勢(shì)。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的地區(qū)，人力資本擁有量基礎(chǔ)薄弱導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平難以短期內(nèi)提升。因此，我們提出假說2：

假說2：人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門限效應(yīng)。

三、研究方法

對(duì)于檢驗(yàn)變量之間非線性關(guān)系是否依賴于某一個(gè)變量（門限變量），最原始的方法是人為主觀地確定門限值，然后根據(jù)門限值將樣本分為兩組或者多組，最后對(duì)每組樣本進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。可是這種做法不僅在門限值選取上具有很大的隨機(jī)性，而且也沒有對(duì)門限值進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和顯著性檢驗(yàn)，存在著嚴(yán)重缺陷，得到的估計(jì)結(jié)果也不具有穩(wěn)健性。Hansen（1999）借助嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)推斷方法對(duì)門限值進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)與參數(shù)估計(jì)，提出面板門限回歸（PTR）模型，很好地克服了上述方法存在的缺陷。單門限模型形式可簡(jiǎn)潔地表示為：

其中，I(·)代表指示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)條件表達(dá)式成立，取值為1，反之取值為0。如果存在多個(gè)門限值，可在上式基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展。然而，大多經(jīng)濟(jì)環(huán)境下兩種區(qū)制之間的轉(zhuǎn)換是一個(gè)漸進(jìn)的變化過程，Hansen（1999）提出的門限回歸模型，在門限值兩側(cè)轉(zhuǎn)換是跳躍式的，無法實(shí)現(xiàn)平滑轉(zhuǎn)換。González等（2005）通過放松面板門限回歸模型中的一些限制條件，并引入一個(gè)連續(xù)變化的轉(zhuǎn)換函數(shù)，提出PSTR模型，從而實(shí)現(xiàn)模型在高、低兩種區(qū)制之間平滑變換，避免PTR模型中的突變現(xiàn)象，使面板門限回歸模型更加一般化。

（一）PSTR模型介紹

本文主要介紹兩區(qū)制PSTR模型，具體形式如下：

其中，i=1,2…,N代表樣本個(gè)數(shù)，t=1,2…,T代表時(shí)間；yit與xit分別表示被解釋變量與解釋變量的向量；αi表示個(gè)體效應(yīng)；εit代表零均值同方差的隨機(jī)干擾項(xiàng)；β0和β1表示解釋變量系數(shù)；g（qit;γ,c）是以可觀測(cè)變量qit為轉(zhuǎn)換變量的連續(xù)有界函數(shù)。

已有研究多將g（qit;γ,c）設(shè)定為L(zhǎng)ogistic函數(shù)，具體表達(dá)式如下：

其中，c=（c1,c2,…,cm）表示位置參數(shù)，且c1≤c2≤…≤cm；m代表位置參數(shù)的維度；γ＞0表示平滑參數(shù)，其值的大小直接影響到g（qit;γ,c）平滑轉(zhuǎn)換速度。González等（2005）以及Colletaz和Hurlin（2006）的研究表明一般m取1或2足以滿足解決問題的需要。為了更加清晰地觀察轉(zhuǎn)換函數(shù)的變換過程，我們分別模擬平滑參數(shù)γ取0.1、0.5、1和5四種不同值時(shí)，g（qit;γ,c）的圖像。其中，位置參數(shù)只進(jìn)行簡(jiǎn)便取值，m=1所對(duì)應(yīng)的c=0，m=2所對(duì)應(yīng)的c1=-1，c2=1，具體模擬結(jié)果如圖2和圖3所示。

圖2 m=1;c=0

圖3 m=2;c1=-1，c2=1

從模擬結(jié)果中可以看出，當(dāng)γ取值較小時(shí)，g（qit;γ,c）可以實(shí)現(xiàn)平滑轉(zhuǎn)換；當(dāng)γ取值過大時(shí)，g（qit;γ,c）轉(zhuǎn)換速度較快，在轉(zhuǎn)換點(diǎn)附近圖像變得更加陡峭。據(jù)Logistic函數(shù)的性質(zhì)可知g（qit;γ,c）的取值范圍在0到1之間，在轉(zhuǎn)換函數(shù)的兩個(gè)端點(diǎn)解釋變量的回歸系數(shù)分別為β1和β1+β2。接下來，我們分析m不同取值時(shí)，PSTR模型的詳細(xì)情況：

1、m=1，表明位置參數(shù)只有一個(gè)維度。

2、m=2，表明位置參數(shù)有兩個(gè)維度。

（二）PSTR模型的線性與非線性殘余檢驗(yàn)

線性檢驗(yàn)是對(duì)原假設(shè)H0:γ=0的檢驗(yàn)。為有效彌補(bǔ)相關(guān)參數(shù)未識(shí)別對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的影響，將g（qit;γ,c）在γ=0處利用一階泰勒展開進(jìn)行處理，構(gòu)造輔助回歸方程。針對(duì)檢驗(yàn)原假設(shè)是否成立，González等構(gòu)造了相關(guān)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，具體如下：

其中，SSR0與SSR1分別表示原假設(shè)下殘差平方和與備擇假設(shè)下殘差平方和。2006年Colletaz和Hurlin又提出pseudo-LTR統(tǒng)計(jì)量，豐富了模型檢驗(yàn)方法，具體形式為：

如果拒絕線性原假設(shè)，則說明模型存在非線性轉(zhuǎn)換機(jī)制，即r≥1。進(jìn)而，需要繼續(xù)檢驗(yàn)非線性部分的個(gè)數(shù)，直至接受原假設(shè)，獲得最終的r值。

四、變量說明與模型構(gòu)建

（一）變量說明

1、被解釋變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)不僅意味整體產(chǎn)業(yè)效率的提升，生產(chǎn)要素逐漸從低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門轉(zhuǎn)移，也暗含產(chǎn)業(yè)內(nèi)部技術(shù)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，由勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效率不斷提升。伴隨我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，經(jīng)濟(jì)服務(wù)化趨勢(shì)日益突顯，服務(wù)業(yè)將成為中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的主要走向（羅富政和羅能生，2016）。為此，本文參考閆文娟等（2012）的做法，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

2、核心釋變量：人力資本集聚

本文參考陳得文和苗建軍（2012）的測(cè)算方法，采用大專及其以上受教育程度的人口數(shù)來衡量人力資本水平，并借助區(qū)位熵來考察我國(guó)不同地區(qū)的人力資本集聚程度。

式中，HAi表示i地區(qū)人力資本集聚程度；HCi表示i地區(qū)人力資本水平；THC表示全國(guó)人力資本總水平；Pi表示i地區(qū)人口數(shù)；P表示全國(guó)總?cè)丝跀?shù)。HAi數(shù)值越大，說明該地區(qū)的人力資本集聚程度越高?？紤]到2008年金融危機(jī)可能對(duì)地區(qū)間勞動(dòng)力流動(dòng)產(chǎn)生一定影響，導(dǎo)致人力資本分布格局發(fā)生改變，為了清晰地展示這種變化，本文分別給出2003—2008和2009—2013兩個(gè)時(shí)間段內(nèi)人力資本集聚程度核密度分布圖（圖4和圖5）。

圖4 2003—2008年HA核密度分布圖

圖5 2009—2013年HA核密度分布圖

圖4可以看出，2003年地區(qū)人力資本集聚程度核密度分布圖峰幅窄、峰值高，并且呈現(xiàn)出不對(duì)稱的雙峰特征。其原因可能是受到1999年我國(guó)普通高校本?？圃盒U(kuò)招政策的影響，2003年本?？飘厴I(yè)人數(shù)增多，對(duì)地區(qū)人力資本集聚產(chǎn)生一定沖擊，從而出現(xiàn)雙峰特征。到2005年以后，峰值有所回落，且寬峰特征顯著。此外，核密度分布圖呈現(xiàn)出明顯的拖尾現(xiàn)象。說明這一時(shí)期內(nèi)，地區(qū)人力資本集聚程度差異明顯，有極化的發(fā)展趨勢(shì)。圖5顯示，2009年到2013年，單峰特征明顯、峰值逐漸回升并且峰寬收窄。其原因可能是，受到金融危機(jī)的沖擊，東部地區(qū)就業(yè)壓力加大，而中西部地區(qū)的就業(yè)潛力相對(duì)凸顯，導(dǎo)致部分勞動(dòng)力從東部地區(qū)回流到中西部地區(qū)，使得人力資本分布不均衡問題有所緩解。

3、轉(zhuǎn)換變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平采用各地區(qū)人均GDP衡量，并利用各地區(qū)人均GDP指數(shù)進(jìn)行平減，換算成2003年為基期的人均GDP。

4、其他控制變量：基礎(chǔ)設(shè)施，參考汪偉等（2015）的方法，用各地區(qū)每平方公里的公路里程來表示；城市化水平，用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)比年末總?cè)丝跀?shù)衡量；對(duì)外開放程度，用各地區(qū)進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP比值表示，其中進(jìn)出口貿(mào)易總額利用各年人民幣匯率（年平均價(jià)）進(jìn)行調(diào)整；投資率,參照魏下海和張建武（2010）的做法，用資本形成總額占GDP比重來表示。政府財(cái)政支出，沿用陳得文和苗建軍（2012）的方法，用政府財(cái)政支出與GDP之比來測(cè)度。出生率，采用一年內(nèi)一地區(qū)平均每千人所出生的人數(shù)的比率表示。

以上數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。由于西藏部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，故不將其納入樣本范圍，本文選取2003—2013年30個(gè)省市（區(qū)）面板數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，并對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

（二）模型構(gòu)建

為捕捉人力資本集聚程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的非線性影響，在上文分析基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建如下計(jì)量模型：

其中，STRit代表產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，HAit代表人力資本集聚程度，Xit代表一系列控制變量，qit代表轉(zhuǎn)換變量。隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)g（qit;γ,c）在0到1之間變化，模型（8）實(shí)現(xiàn)了從低區(qū)制到高區(qū)制的平滑轉(zhuǎn)換。進(jìn)一步，可以推導(dǎo)出人力資本集聚程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)：

式（9）可以看出，當(dāng)β21＜0時(shí)，（β11+β21）＜eit＜β11，表明伴隨模型從低區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)變，人力資本集聚程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)降低；當(dāng)β21＞0時(shí)，β11＜eit＜（β11+β21），意味著模型從低區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)變，人力資本集聚程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)增加?？梢姡琫it的實(shí)際值是β11與加權(quán)變換后β21的加總。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）模型檢驗(yàn)

避免出現(xiàn)虛假回歸，我們對(duì)所有變量進(jìn)行LLC檢驗(yàn)，結(jié)果顯示全部變量都拒絕存在單位根的原假設(shè)。為此，可以直接利用這些變量進(jìn)行回歸分析。在對(duì)PSTR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，需要計(jì)算LM、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量對(duì)模型進(jìn)行線性與非線性殘余檢驗(yàn)。本文PSTR模型的相關(guān)檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果均通過Matlab2010b軟件實(shí)現(xiàn)。表1給出以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，不同位置參數(shù)維度下的PSTR模型線性與非線性殘余檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 線性與非線性殘余檢驗(yàn)結(jié)果

從表1的結(jié)果可以看出，在m=1與m=2兩種情況下，LM、LMF和LRT統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平上，拒絕原假設(shè)H0：r=0。表明本文所選用的面板數(shù)據(jù)具有明顯的異質(zhì)性，也就是說人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響具有非線性特征，驗(yàn)證了本文計(jì)量模型設(shè)定的合理性。進(jìn)一步，對(duì)PSTR模型非線性殘余檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，m=1與m=2時(shí)都不能拒絕原假設(shè)H0：r=1。說明PSTR模型只含有一個(gè)非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)，即r=1。在接受模型只含有一個(gè)轉(zhuǎn)換函數(shù)后，需要確定位置參數(shù)的維度。我們采用AIC和BIC準(zhǔn)則來確定最佳m取值。當(dāng)m=1時(shí)，兩個(gè)轉(zhuǎn)換變量所對(duì)應(yīng)的AIC值和BIC值均小于m=2時(shí)的值。據(jù)此，可以得出模型最佳轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)和位置參數(shù)維度組合為r=1，m=1。表2給出PSTR模型具體的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。

表2 PSTR模型估計(jì)結(jié)果

表2結(jié)果顯示，位置參數(shù)的估計(jì)值為10.399，對(duì)應(yīng)的人均GDP為3.283萬元（2003年價(jià)格），在位置參數(shù)兩側(cè)人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響存在顯著差異。當(dāng)人均GDP低于3.283萬元，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)為-0.065，并通過顯著性檢驗(yàn)，說明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)表現(xiàn)出負(fù)效應(yīng)；當(dāng)人均GDP達(dá)到門限值時(shí)，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)變?yōu)?.089（-0.065+0.309×0.5）；當(dāng)人均GDP高于3.283萬元，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的正效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，影響系數(shù)最終穩(wěn)定在0.244（-0.065+0.309）。具體而言，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)收入水平相對(duì)較高，工作環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施等條件優(yōu)越，誘使人力資本向這些地區(qū)集聚，有助于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整（焦勇，2015）。而落后地區(qū)人才流失嚴(yán)重，人力資本配置不合理，無法滿足產(chǎn)業(yè)升級(jí)對(duì)專業(yè)化勞動(dòng)力的需求，嚴(yán)重阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)發(fā)展（李天健和侯景新，2015）。在雙重因素的作用下，人力資本集聚勢(shì)必會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生非線性影響。此外，結(jié)合表2中平滑參數(shù)估計(jì)結(jié)果與圖6的轉(zhuǎn)換函數(shù)圖形可以看出，轉(zhuǎn)換函數(shù)漸進(jìn)式變化，說明人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響系數(shù)實(shí)現(xiàn)了在不同區(qū)制間平滑轉(zhuǎn)換。圖7給出人力資本集聚程度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)影響系數(shù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的散點(diǎn)圖。從中可以看出，伴隨轉(zhuǎn)換變量的增大，eit由負(fù)值逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎?。?dāng)eit＜0，說明人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有抑制作用，但隨經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展這種抑制作用趨弱；當(dāng)eit＞0，說明人力資本聚集對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有促進(jìn)作用，并且隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高不斷增強(qiáng)。綜合以上分析可以看出，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平隨著人力資本集聚程度加大呈先降低后升高的走勢(shì)，表現(xiàn)出明顯的“U”型特征，并且這種“U”型反轉(zhuǎn)受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

圖6 轉(zhuǎn)換函數(shù)圖

圖7 eit與轉(zhuǎn)換變量散點(diǎn)圖

從模型控制變量估計(jì)結(jié)果來看，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在門限值以內(nèi)時(shí)，基礎(chǔ)設(shè)施估計(jì)系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，說明通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以有效地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越過門限值后，基礎(chǔ)設(shè)施的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平后，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的促進(jìn)效應(yīng)逐漸消失，繼續(xù)加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善將沒有任何幫助。城市化水平與對(duì)外開放程度的估計(jì)結(jié)果相同，線性部分未能通過顯著性檢驗(yàn)，而非線性部分估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明只有在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的情況下，城市化建設(shè)與對(duì)外開放對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用才能突顯。當(dāng)模型處于低區(qū)制時(shí)，投資率、政府財(cái)政支出和出生率對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有明顯的抑制作用，而模型進(jìn)入高區(qū)制后，抑制作用轉(zhuǎn)變?yōu)榇龠M(jìn)作用?？赡艿脑蚴俏镔|(zhì)資本投資和政府財(cái)政支出的促進(jìn)作用具有時(shí)滯性，初期的大量物質(zhì)資本投資與政府支出并不會(huì)產(chǎn)生明顯效果，隨時(shí)間推移逐漸表現(xiàn)出促進(jìn)作用。出生率表現(xiàn)顯著為負(fù)的原因可能是人口紅利時(shí)期過高的出生率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成一定壓力，但近年我國(guó)人口紅利逐漸消失，老齡化現(xiàn)象嚴(yán)重，而新生人口在一定程度上可以緩解老齡化，起到改善勞動(dòng)力年齡結(jié)構(gòu)的作用，所以出生率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)又表現(xiàn)出正相關(guān)。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上本文利用PSTR模型驗(yàn)證了我國(guó)人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間具有非線性特征。不過人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在雙向因果關(guān)系，即人力資本集聚有利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升，對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有促進(jìn)作用，同時(shí)，產(chǎn)業(yè)層次水平較高的地區(qū)在吸引人力資本方面又表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢(shì)。這種雙向因果關(guān)系容易引發(fā)內(nèi)生性問題，從而影響估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。為此，我們構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人力資本集聚的聯(lián)立方程模型以解決內(nèi)生性問題。

1、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程

在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程中，被解釋變量仍是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，核心解釋變量為人力資本集聚程度，控制變量為基礎(chǔ)設(shè)施、城市化水平、對(duì)外開放程度、投資率、政府財(cái)政支出、出生率，各變量的度量與前文相同。為檢驗(yàn)人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間的非線性關(guān)系受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的制約，本文引入四個(gè)二元虛擬變量D1、D2、D3、D4，這四個(gè)虛擬變量是根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來設(shè)定的。具體而言，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平按照由低到高排序的四分位數(shù)為臨界點(diǎn)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于最小值到上四分位數(shù)的范圍時(shí)，D1取值為1，否則取值為0。D2、D3、D4依此類推。據(jù)此，HA×D1表示低經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的處理組，HA×D2和HA×D3分別對(duì)應(yīng)中低和中高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的處理組，HA×D4表示高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的處理組，根據(jù)HA×D1、HA×D2、HA×D3和HA×D4的估計(jì)系數(shù)來判斷人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間是否存在非線性關(guān)系。

2、人力資本集聚方程

在人力資本集聚方程中，主要從以下幾四個(gè)方面選取影響人力資本集聚的變量。第一、經(jīng)濟(jì)活力程度，本文使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平衡量經(jīng)濟(jì)活力程度，并將其作為核心解釋變量，如果一個(gè)地區(qū)擁有較高級(jí)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，那么該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)更具活力，自然會(huì)吸引大量人力資本；第二、社會(huì)發(fā)展水平，一方面，收入水平無疑是影響人力資本集聚的重要因素之一，本文用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭收入來源中的工薪收入衡量收入水平，另一方面，從工作穩(wěn)定性的角度考慮，城市就業(yè)形勢(shì)也會(huì)影響到人們是否在該城市工作，用各地區(qū)年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來反映；第三、環(huán)境因素，如今環(huán)境問題日益嚴(yán)峻，人們?cè)谶x擇工作和居住城市時(shí)也開始考慮環(huán)境問題，為此，我們將環(huán)境因素作為一個(gè)控制變量引入到模型中，本文以工業(yè)廢氣排放總量來衡量地區(qū)環(huán)境狀況；第四，科教資源，通過科教投入也可以反映出一個(gè)地區(qū)對(duì)人才的重視程度，分別以R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占GDP比重和教育支出占GDP比重衡量。相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》。

結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程和人力資本集聚方程，得到一個(gè)聯(lián)立方程模型。此外，我們還控制了年份效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，具體形式為：

式（10）中，Yr代表年份效應(yīng)，Provn代表地區(qū)效應(yīng)，X和Y分別表示除核心解釋變量之外的其他控制變量，ε1和ε2表示隨機(jī)干擾項(xiàng)，其他變量含義同前文。

選擇合適的估計(jì)方法對(duì)聯(lián)立方程模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)也是需要考慮的問題，由于人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間存在相互影響，所以使用普通最小二乘法（OLS）或者廣義最小二乘法（GLS）對(duì)聯(lián)立方程中的每個(gè)方程進(jìn)行估計(jì)并不是最有效的。而三階段最小二乘法（3SLS）通過將似不相關(guān)回歸和兩階段最小二乘法相結(jié)合，能夠同時(shí)處理系統(tǒng)中各方程的內(nèi)生性問題和誤差項(xiàng)之間的相關(guān)性問題，得到的估計(jì)結(jié)果更為有效。據(jù)此，本文選用3SLS對(duì)聯(lián)立方程（10）進(jìn)行估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。

為了進(jìn)行對(duì)比，表3中給出未控制地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。可以看出，無論是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方程還是人力資本集聚方程，在控制地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)之后R2均增大，說明模型的解釋能力有所提高。因此，本文重點(diǎn)關(guān)注控制地區(qū)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。從表3中1b的結(jié)果可以看出，人力資本集聚*D1項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為-0.145，并且在1%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平時(shí)，人力資本集聚未能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，反而表現(xiàn)為抑制作用；人力資本集聚*D2項(xiàng)與人力資本集聚*D3項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別為-0.006和0.072，二者均未能通過顯著性檢驗(yàn)，可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)展處于中等水平時(shí)，人力資本流入和流出相對(duì)頻繁，導(dǎo)致其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的總體作用效果并不明顯；人力資本集聚*D4項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平達(dá)到一定程度后，人力資本會(huì)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)起到明顯的推動(dòng)作用。綜上可知，伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平由低到高，人力資本集聚對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的作用效果由負(fù)向轉(zhuǎn)為正向，與PSTR模型估計(jì)結(jié)果相一致。

（三）區(qū)域差異分析

根據(jù)PSTR模型估計(jì)得到的門限值，我們按照2006年、2010年和2013年各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與門限值的大小關(guān)系，將樣本劃分為低區(qū)間（低于門限值）和高區(qū)間（大于等于門限值）兩個(gè)部分，具體劃分結(jié)果如表4所示。

從表4中我們可以清晰地看出，2006年，僅有北京、天津、上海和浙江四個(gè)省份位于高區(qū)間，其余省份全部位于低區(qū)間；2010年，遼寧、江蘇、福建、山東和廣東這些沿海省份進(jìn)入高區(qū)間；到2013年，吉林與黑龍江兩個(gè)省份也進(jìn)入高區(qū)間。由此可見，除海南省之外，東部地區(qū)其他省份均已越過經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門限值，分布在“U”型右側(cè)的上行區(qū)，人資資本集聚可以加速這些省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，而中西部地區(qū)大部分省份仍受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平約束，集中在“U”型左側(cè)的下行區(qū)，致使人力資本集聚的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)無法發(fā)揮。

六、結(jié)論

本文利用面板平滑轉(zhuǎn)換模型，以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為門限變量，檢驗(yàn)了人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間是否存在非線性關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，為消除人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)之間雙向因果關(guān)系的影響，我們構(gòu)建人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)聯(lián)立方程模型重新檢驗(yàn)。最后，考慮到我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在明顯差異，又進(jìn)行區(qū)域差異分析。綜合上述分析得出如下結(jié)論：（1）人力資本集聚與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)表現(xiàn)出明顯的“U”特征，并且二者之間存在連續(xù)平滑轉(zhuǎn)換機(jī)制。（2）聯(lián)立方程模型估計(jì)結(jié)果顯示，當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低時(shí)，人力資本集聚并不利于本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)；當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入高水平階段后，人力資本集聚對(duì)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)表現(xiàn)出明顯地推動(dòng)作用。與面板平滑轉(zhuǎn)換模型結(jié)果一致，保證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。（3）從地區(qū)差異分析來看，目前人力資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用。但中西部大部分省份仍處于“U”型左側(cè)的下行區(qū)，受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平限制，人力資本集聚并不利于這些地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。

基于實(shí)證研究結(jié)論，我們認(rèn)為通過人力資本集聚促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的一個(gè)行之有效途徑就是加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐，提高人均收入水平。對(duì)于東部地區(qū)而言，充分釋放人力資本集聚紅利，助推產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級(jí)化發(fā)展。同時(shí)，東部地區(qū)繼續(xù)發(fā)揮沿海城市和經(jīng)濟(jì)特區(qū)的先導(dǎo)作用，帶動(dòng)其他地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)期滯后，嚴(yán)重阻礙地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。為此，中西部地區(qū)要利用自身資源優(yōu)勢(shì)，合理完善現(xiàn)有生產(chǎn)力布局，確定重點(diǎn)發(fā)展產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)，通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)接，引進(jìn)與自身資源稟賦關(guān)聯(lián)度大、產(chǎn)業(yè)鏈長(zhǎng)的投資項(xiàng)目，盡快跨越經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平門檻。此外，還要完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升城市服務(wù)功能，尤其在人才引進(jìn)方面，要完善人才激勵(lì)和服務(wù)保障體系，營(yíng)造一個(gè)良好的發(fā)展環(huán)境，為人才引進(jìn)提供基本保障。與此同時(shí)，中央政府要繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)中西部地區(qū)的扶持力度，給予一定的優(yōu)惠政策，引導(dǎo)人才向中西部地區(qū)流動(dòng)?？紤]到我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域差異之大，人力資本分布不均衡。因此，要著力解決人力資本空間分布不平等的問題。一方面，協(xié)調(diào)好省際間教育資源投入，尤其是加大中西部的一些偏遠(yuǎn)地區(qū)基礎(chǔ)教育投入；另一方面，要確保各地區(qū)不同階層的社會(huì)群體擁有平等的受教育機(jī)會(huì)，促使人力資本分布結(jié)構(gòu)合理化。

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（H）

*本文為國(guó)家社科基金重大項(xiàng)目（編號(hào)：15ZDA015）、國(guó)家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（編號(hào)：71373101）、吉林大學(xué)研究生創(chuàng)新研究計(jì)劃（編號(hào)：2016050）、新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)專項(xiàng)研究基金的階段性成果。作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴意見。