教育人力資本結構、技術轉型升級與地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展

景維民 王瑤 莫龍炯

摘要：本文基于不同受教育水平的人力資本變化構建了教育人力資本結構，同時，基于新發(fā)展理念，利用主成分分析法核算了經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)，探究教育人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，人力資本結構高級化有利于實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，尤其以東部地區(qū)更加顯著;在處理內(nèi)生性問題和穩(wěn)健性檢驗后，結果仍然成立;教育人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的分指標，創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放具有顯著的正向效應機制分析表明，教育人力資本結構高級化是通過促進技術轉型升級以實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的其政策含義是，國家應繼續(xù)實施“優(yōu)先發(fā)展教育戰(zhàn)略”，注重高級人才的培養(yǎng)及引進實踐證明，不同地區(qū)只有搶占人才高地才能促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

關鍵詞：教育人力資本結構;技術轉型升級;經(jīng)濟高質量發(fā)展

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟實現(xiàn)了30多年的高速增長。從2011年第三季度開始，經(jīng)濟增長率出現(xiàn)下滑，中國經(jīng)濟進入新常態(tài)。十九大報告指出我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段。蔡防（2017）認為，中國經(jīng)濟本身就存在問題，其問題不在于增長的速度而在于增長的內(nèi)涵，即存在發(fā)展“不平衡、不協(xié)調、不可持續(xù)”的問題。在穩(wěn)增長的基礎上應當追求經(jīng)濟平衡、協(xié)調和可持續(xù)的高質量發(fā)展。經(jīng)濟高質量發(fā)展是適應我國社會主要矛盾變化的必然要求，是解決人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間矛盾的途徑。因此，不僅要重視量的發(fā)展，更要關注質的變化，在穩(wěn)增長基礎上注重質的大幅度提升。我們的關注點也應該從單純追求經(jīng)濟高速增長轉向經(jīng)濟高質量發(fā)展。

影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的因素有許多，人力資本作為經(jīng)濟增長的重要因素，在學術界已經(jīng)得到普遍的認同（Schultz T W，1961）。大量的研究關注人力資本數(shù)量對經(jīng)濟增長的影響，這暗含了一個不盡合理卻十分方便的假設：不同質的人力資本之間的替代是完全和對稱的（黃燕萍等，2013）。然而這一不合理的假設缺乏對人力資本深層次的理解。伴隨著中國經(jīng)濟高速增長，教育事業(yè)蓬勃發(fā)展，教育人力資本結構確實發(fā)生了巨大的變化，具體表現(xiàn)為低教育程度人口占比不斷下降，高教育程度人口占比持續(xù)上升。與此同時，隨著人口增長率的下降以及人口老齡化趨勢加劇，中國的“人口紅利”逐漸消失，中國作為“人口大國”的優(yōu)勢日趨減弱。因此，在中國目前的形勢下，單純關注人力資本的數(shù)量而忽視人力資木的質量結構并不能準確地分析人力資本對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。那么，教育人力資本結構高級化和合理化作為經(jīng)濟增長的重要源泉，是否也促進了地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展？結合中國經(jīng)濟增長以及人力資本的變化，木文重點分析教育人力資本結構對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。

木文運用1997-2016年面板數(shù)據(jù)，基于五大新發(fā)展理念，利用主成分分析法核算經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù);同時，用不同受教育水平的人力資本占比度量教育人力資本結構，考察教育人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，教育人力資本結構高級化可以顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且尤以東部地區(qū)顯著。在細致處理異常值、內(nèi)生性問題以及改變教育人力資木結構核算方式之后，上述結論仍然穩(wěn)健。我們還對經(jīng)濟高質量發(fā)展的分指標進行了估計，結果顯示，教育人力資本結構對創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放都具有顯著的正向效應。最后，本文進一步對其中的影響機制進行考察。我們發(fā)現(xiàn)，教育人力資木結構高級化通過促進地區(qū)技術轉型升級以實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

與既有文獻相比，本文可能的邊際貢獻在于：（1）在劉智勇（2018）等人對人力資木結構測度方法的基礎之上，將勞動力的受教育水平進行更細致的劃分，并且用兩種方法更加準確地測度了教育人力資本結構指數(shù)。同時，本文從五大新發(fā)展理念視角出發(fā)，采用主成分分析法構建了高質量發(fā)展評價體系，核算了地區(qū)高質量發(fā)展指數(shù)。（2）基于以上變量的測度，本文首次從教育人力資本結構的視角探索其對經(jīng)濟高質量發(fā)展以及高質量發(fā)展五個分指標的影響，以驗證人力資本結構高級化對經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要性。（3）木文的研究具有明確的政策含義，既有助于從人力資本結構視角理解經(jīng)濟高質量發(fā)展，也有助于為教育優(yōu)先和技術優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略提供一定的理論依據(jù)。同時，也為不同地區(qū)搶占人才的現(xiàn)象提供了經(jīng)濟學理論解釋。因此，實現(xiàn)經(jīng)濟由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段時，要充分考慮人力資本結構高級化以及合理化的重要意義。

二、理論分析與研究假設

（一）人力資本結構與地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展

人力資本對經(jīng)濟增長的影響歷來都是經(jīng)濟問題研究的重要領域。國內(nèi)外已有文獻主要從人力資本“量”和“質”兩個方面進行研究，即人力資本存量對經(jīng)濟增長的影響和人力資本結構對經(jīng)濟增長的影響。羅默（1989）認為，人力資本存量會影響知識創(chuàng)新能力，進而影響技術進步率，從而決定經(jīng)濟增長率。國內(nèi)一些學者也應用不同的研究方法，從人力資本存量的視角考察了人力資本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響效應，并且得出人力資本存量越多越有利于實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長的結論（岳書敬和劉朝明，2006;雷鵬，2011）。

舒爾茨（1961）認為人力資本的“質”是促進經(jīng)濟增長的核心因素，地區(qū)經(jīng)濟增長的差異是由人力資本結構而非人力資本本身所造成。已有關于人力資木結構與經(jīng)濟增長的文獻打破了不同質的人力資本之間完全替代的關系，將人力資本結構依據(jù)不同標準分為以下三種衡量方式：一是將不同受教育年限的人口占比作為人力資本結構代理變量，即人力資本按照高級、中級、低級進行分類（黃燕萍等，2013;廖楚暉和楊超，2007;陳釗等，2004）;二是將人力資本結構用勞動者所擁有的技能進行分類，即一般型、技能型和創(chuàng)新型人力資本或者分為企業(yè)家人力資本、專業(yè)人力資本和普通人力資本三種（胡永遠和劉智勇，2004;劉榆等，2015;郭志儀和楊驍，2010）;三是在比較不同國家間或者一個國家東、中、西部的人力資本差異時，一些研究者利用受教育年限法計算地區(qū)人力資本，然后通過測算教育不平等的基尼系數(shù)核算人力資木結構指數(shù)（Castello&Domenech，2002;李秀敏，2007;魏下海和李樹培，2009;楊俊和李雪松，2007;Thomas et a1，2001）。前兩種人力資本結構衡量方式?jīng)]有將人力資本結構作為一個整體進行考察，而是將人力資本依據(jù)不同的標準分為不同種類，分別考察不同種類的人力資本對經(jīng)濟增長的影響。與此同時，利用基尼系數(shù)測算的人力資本結構指數(shù)的實質是反映國家間或區(qū)域間教育不平等的指數(shù)，與本文所要考察的人力資本結構并非一個概念。因此，本文借鑒劉智勇（2018）等人從整體考慮各級人力資本相對變化，并將人力資本的不同層級進行更細致的劃分，通過向量夾角公式構建了教育人力資本結構指數(shù)。

以上有關人力資本結構與經(jīng)濟增長的文獻，大多考慮人力資木結構對經(jīng)濟增長“量”的影響，相對忽視了對經(jīng)濟增長“質”的提升。部分文獻考察人力資木存量對經(jīng)濟增長質量的研究，其中經(jīng)濟增長質量用全要素生產(chǎn)率進行衡量，并且得出人力資本存量對全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用（Islam，1995;王志剛等，2006;許和連等，2006）。與此同時，已有文獻考察人力資本結構對產(chǎn)業(yè)結構升級（孫海波等，2018;張國強，2011）、對縮小收入差距的影響（趙芳等，2015）、對創(chuàng)新的影響（紀雯雯等，2016）以及對新型城鎮(zhèn)化的影響（姚旭兵等，2017）等。以上文獻中的產(chǎn)業(yè)結構升級、城鄉(xiāng)收入差距縮小、創(chuàng)新和新型城鎮(zhèn)化的實現(xiàn)也是經(jīng)濟增長“質”的體現(xiàn)。

黨的十九大報告提出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉為高質量發(fā)展階段，我們應該將關注點轉向經(jīng)濟高質量發(fā)展。有關高質量發(fā)展的實證研究相對較少，一般是將經(jīng)濟增長質量的提高作為經(jīng)濟高質量發(fā)展的代理變量，并且使用全要素生產(chǎn)率度量經(jīng)濟增長質量情況（林春和孫英杰，2017;王群勇和陸鳳芝，2018）。然而，單純考慮經(jīng)濟增長質量遠遠不及經(jīng)濟發(fā)展的概念（鈔小靜和惠康，2009），經(jīng)濟發(fā)展不僅強調經(jīng)濟增長，也關注與其相關的方方面面，正如上文中提到的產(chǎn)業(yè)結構升級、城鄉(xiāng)收入差距、創(chuàng)新、城鎮(zhèn)化水平等等。因此，本文基于新發(fā)展理念構建了經(jīng)濟高質量發(fā)展的指標體系，并利用數(shù)據(jù)測算了地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)。本文首次考察人力資本結構對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。通過以上文獻的總結，我們不難提出以下可以被驗證的假說：

假說1：人力資本結構越高級越有利于實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（二）教育人力資本結構與經(jīng)濟高質量發(fā)展及其機制分析

我國經(jīng)濟由高速增長階段過渡到高質量發(fā)展階段，經(jīng)濟增長的新動能加速形成。新常態(tài)下的經(jīng)濟增長必然是一個創(chuàng)造性破壞的過程，即在傳統(tǒng)的增長動能變?nèi)醯耐瑫r，創(chuàng)新作為新動能開始蓄勢待發(fā)。創(chuàng)新驅動的經(jīng)濟增長方式又離不開技術轉型升級。已有文獻表明，技術進步正在逐漸成為影響中國經(jīng)濟未來是否可持續(xù)發(fā)展的關鍵性因素（王立國和高越青，2012;付才輝，2015;徐文舸和龔剛，2015）。

然而，技術轉型升級的實現(xiàn)又是以高水平人力資本為基礎的。廖楚暉和楊超（2008）在研究人力資本結構與地區(qū)經(jīng)濟增長差異的文獻中提出，低水平人力資本結構不利于經(jīng)濟的可持續(xù)增長，進而不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。朱承亮（2009）等以每萬人口在校大學生人數(shù)來衡量人力資本存量，并且發(fā)現(xiàn)人力資本增加會顯著提高技術效率。顧婷婷（2016）等認為合理的人力資本結構對企業(yè)技術創(chuàng)新至關重要。同時也有研究表明，受過高等教育的勞動力對全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用（彭國華，2007;Jerome et al，2006）。

高質量發(fā)展的根本在于以人力資本為基礎的經(jīng)濟活力、創(chuàng)新力和競爭力。同時，供給側結構性改革是實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展的根本途徑。木文從勞動力的供給側考慮如何實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展?；谝陨衔墨I分析，我們不難發(fā)現(xiàn)，人力資木結構越高級，創(chuàng)新型人才越多，越有利于實現(xiàn)技術轉型升級。同時，在創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略之下，技術轉型升級必然帶來經(jīng)濟高質量發(fā)展。因此，本文提出第二個可以被檢驗的假說：

假說2：人力資本結構越高級越有利于技術轉型升級，促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

三、變量、模型與數(shù)據(jù)

（一）教育人力資本結構的度量

木文借鑒劉智勇（2018）等人測度人力資木結構高級化的思想與方法，采用向量夾角來測度不同年份人力資木結構。

首先，根據(jù)就業(yè)人口的受教育年限構建人力資本空間向量。本文借鑒紀雯雯和賴德勝（2016）以財政承擔力度形成的教育層級結構作為劃分人力資本結構的依據(jù)，將人力資本按照受教育程度分為義務教育階段、高中教育階段和高等教育階段（包含?？?、本科和研究生）三類，構建三維的人力資本空間向量X₀=（x_0，1，x_0，2，x_0，3）。

其次，選擇單位向量組X₁=（1，0，0）、X₂=（0，1，0）、X₃=（0，0，1）作為基準向量，計算人力資本空間向量X₀與基準向量X₁、X₂、X₃的夾角θ_j（j=1，2，3）：

其中，x_j，i表示基本單位向量組X_j（j=1，2，3）的第i個分量;x_0，i表示向量X₀的第i個分量。

最后，木文通過變異系數(shù)法和賦值法兩種方法確定夾角θ_j的權重，并將所有夾角加權求和，計算人力資木結構指數(shù)：

我們以θ₁為例，由式（1）可得：

由于反余弦函數(shù)是單調減函數(shù)，因此，由式（3）可以直觀地得出：義務教育階段人力資本占比x_0，1的值越小，相應高中階段和高等教育階段人力資本占比x_0，2、x_0，3越大，則B越大，相對應的人力資本結構（Hstruc）指數(shù)越大，人力資本結構越高級化。與此同時，當兩個地區(qū)θ₁的值相同或相近時，他們之間的人力資本結構也可能存在巨大的差異，僅考慮某一類人力資本的影響（θ_j）難以準確刻畫人力資本結構。因此，本文對各類人力資本的影響（θ_j）進行加權求和以區(qū)分不同地區(qū)的人力資本結構。

（二）經(jīng)濟高質量發(fā)展的度量

以往的研究更多關注經(jīng)濟增長質量，并且應用主成分分析法分別從經(jīng)濟結構與穩(wěn)定性、科技與創(chuàng)新、資源與環(huán)境、對外開放、民生福社與成果分配等維度構建中國經(jīng)濟增長質量指數(shù)（鈔小靜和任保平，2011;李強和魏巍，2015）。鑒于主成分分析法在確定指標權重和反映基礎指標貢獻方面更有優(yōu)勢，本文以詹新宇和崔培培（2016）的研究為基礎，進一步從效率與創(chuàng)新、結構協(xié)調和穩(wěn)定性、資源和生態(tài)環(huán)境代價、全面開放、成果分配與人民對美好生活向往五個維度，利用主成分分析法確定各基礎指標的權重，綜合測算1997-2016年中國各地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的指數(shù)。

（三）模型設定與變量說明

本文考察人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，將經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)作為被解釋變量，核心解釋變量是人力資本結構，同時控制其他可能的影響變量，將計量模型設定為：

其中，QEG_it是地區(qū)i在時期t的高質量發(fā)展指數(shù);Hstruc_it是本文重點考察的地區(qū)i在時期t的教育人力資本結構指數(shù);X_it為其他控制變量，是地區(qū)i固定效應，λ_t是年份t的固定效應，ε_it為地區(qū)i在時期t受到的隨機性因素，即隨機擾動項。

核心解釋變量教育人力資本結構（Hstruc_it）是利用上述提及的方法計算得到。其中，Hstruc1_it是通過變異系數(shù)法①計算θ_j（j=1，2，3）的權重W_j，具體而言，首先計算出θ_j（j=1，2，3）的變異系數(shù)V₁，再令TV=V₁+V₂+V₃，則W_j=V_j/TV，最后通過式（2）計算得出人力資本結構指數(shù)。同理，賦權重法是將θ_j，賦不同的權重W_j，本文依據(jù)劉智勇（2018）等人的研究，將θ_j（j=1，2，3）的權重W₁，W_、、W₃依次設定為3、2、1，再求得賦權重法的人力資本結構指數(shù)（Hstruc 2_it）。

在式（4）中，我們關注的是Hstruc_it的系數(shù)β₁，它衡量了人力資本結構對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響效應。在實證模型中加入地區(qū)控制變量，盡量緩解β₁的有偏估計。控制變量包括：（1）地區(qū)人均GDP（Pgdp）：地區(qū)人均GDP反映了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況，初始經(jīng)濟發(fā)展狀況的稟賦越高越有可能實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。（2）地區(qū)基礎設施（Inf）：用地區(qū)郵電業(yè)務量與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。地區(qū)基礎設施越完善，越有利于一系列的創(chuàng)新活動，并且為人才集聚和企業(yè)集聚提供了有利的條件。（3）物質投資占比（Inv）：用地區(qū)固定資產(chǎn)投資與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示，反映了經(jīng)濟發(fā)展方式對資本的依賴程度。物質投資越高的地區(qū)，其技術相對越落后，不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。（4）政府規(guī)模（Gov）：用地方政府消費額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。地方政府在經(jīng)濟發(fā)展過程中扮演著重要的角色，為經(jīng)濟發(fā)展提供了基礎保障，但是政府規(guī)模越大，可能對經(jīng)濟活動干預越多，對地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。（5）城鎮(zhèn)化水平（Urb）：用地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)與地區(qū)總人口數(shù)的比值作為地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平。城鎮(zhèn)化使要素資源從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門轉移到其它高生產(chǎn)率的部門，提高資源配置效率是經(jīng)濟高質量發(fā)展的重要推動力。（6）市場化水平（Market）：參照樊綱（2016）方法進行測算，市場化指數(shù)越高，市場體系和制度環(huán)境越完善，越有利于地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

（四）數(shù)據(jù)來源

本文包含1997-2016年中國大陸30個省市自治區(qū)（不包含西藏）的面板數(shù)據(jù)。本研究的原始數(shù)據(jù)來源于1998-2017年的《中國統(tǒng)計年鑒》《各省統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《各省科技統(tǒng)計年鑒》和《各省能源統(tǒng)計年鑒》以及萬德Wind數(shù)據(jù)庫。表2報告了各變量的統(tǒng)計特性。

四、回歸結果與分析

（一）基本回歸結果

表3報告了基準回歸結果，基準回歸基本驗證了假說1。本文采用普通最小二乘法（oLS）進行估計。表中前3列和后3列分別報告了以變異系數(shù)法和賦權重法確定的人力資本結構指數(shù)作為核心解釋變量的回歸結果。表中第（1）（2）（3）列和（4）（5）（6）除了年份效應和省份效應以外均控制了相同的變量。結果顯示，無論是變異系數(shù)法還是賦權重法計算的教育人力資本結構指數(shù)都對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有正向效應，且在5%和1%水平上顯著。第（1）列沒有控制年份效應和省份效應，第（2）列只控制年份效應，第（3）列控制年份效應和省份效應。利用變異系數(shù)法計算的教育人力資本結構的系數(shù)也隨控制變量的增多而變小，其系數(shù)從4.629變化到3.422再變化到3.204。與之相一致的是，由賦權重法計算的人力資本結構的回歸系數(shù)也在隨年份和省份效應的增加而逐漸變小。因此，在未考慮年份固定效應和省份固定效應時，會高估人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。

控制變量的結果也與預期基本一致。以變異系數(shù)法為例，表3中的回歸結果表明，人均GDP（Pg-dp）作為地區(qū)經(jīng)假稟賦的代理變量對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有正向效應，并且在只控制年份效應時，在1%的統(tǒng)計水平上顯著;地區(qū)基礎設施（Inf）越完善越有利于實現(xiàn)技術和產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新升級，為經(jīng)濟高質量發(fā)展奠定堅實的基礎。并且在控制年份效應和省份效應之后，地區(qū)基礎設施的系數(shù)為6.567，在10%的統(tǒng)計水平上顯著;在控制了年份效應和省份效應之后，市場化水平（Market）的系數(shù)為0.202，在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。這表明完善的市場體系和制度環(huán)境也為經(jīng)濟高質量發(fā)展創(chuàng)造了有利的條件;作為衡量經(jīng)濟發(fā)展方式對資本依賴程度的物質投資占比（Inv）的系數(shù)顯著為負，這說明物質投資占比越高越不利于地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展;在不控制年份和省份效應時，政府規(guī)模（Uov）對經(jīng)濟高質量發(fā)展具有負向影響，即政府對經(jīng)濟干預過多，將不利于經(jīng)濟高質量發(fā)展。此外，城鎮(zhèn)化水平（Urb）的提升并沒有促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，但是回歸結果并不顯著。這一現(xiàn)象可能的原因與木文使用的樣本或變量有關，也可能因為不同類型經(jīng)濟樣本存在異質性。

同時，以賦權重法核算的教育人力資本結構指數(shù)作為核心解釋變量的回歸結果與上述以變異系數(shù)法核算的教育人力資本結構指數(shù)的結果基本一致。因此，證明以上結論具有一定的穩(wěn)健性。

（二）內(nèi)生性討論與分析

基準回歸結果雖然控制了年份和省份固定效應，但仍然存在遺漏變量產(chǎn)生的估計偏誤。同時，教育人力資本結構與經(jīng)濟高質量發(fā)展之間仍然存在反向因果效應，增加控制變量仍然無法解決基準回歸存在的內(nèi)生性問題。因此，本文嘗試采用面板工具變量（IV）和系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）兩種方法進行回歸。

對于面板工具變量回歸，我們選取教育人力資本結構指數(shù)的滯后一期，同時選取滯后一期和滯后二期作為當期教育人力資本結構的工具變量。這一工具變量滿足相關性與外生性。與當期解釋變量相關，但同時又不直接影響經(jīng)濟高質量發(fā)展，即滿足工具變量的外生性要求。因此，兩個工具變量既滿足相關性又滿足外生性的原則。我們選取人力資本結構指數(shù)的滯后一期作為工具變量，并采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行回歸。與此同時，選取滯后一期和滯后二期作為當期人力資本結構的工具變量，因為工具變量個數(shù)多于內(nèi)生解釋變量個數(shù)，對面板數(shù)據(jù)進行GMM估計（IV-GMM）會更有效率。

表4第（1）（2）列報告了解釋變量的一階滯后項作為面板工具變量的回歸結果（只報告了兩階段最小二乘法的第二階段），第（3）（4）列報告了同時選取解釋變量的一階滯后項和二階滯后項作為面板工具變量的回歸結果。回歸結果與基準回歸結果基本一致。同時，弱識別檢驗的F統(tǒng)計量均大于10，表明不存在弱工具變量的問題。由工具變量回歸結果可得，基準回歸結果是可靠的。但是工具變量回歸系數(shù)明顯大于基準回歸，這也說明，在不考慮內(nèi)生性的情況下，會低估教育人力資本結構高級化對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。因此，教育人力資本結構高級化能夠顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

考慮到經(jīng)濟高質量發(fā)展的演變具有連續(xù)性，本文進一步考慮在解釋變量中加入經(jīng)濟高質量發(fā)展的滯后一期，采用動態(tài)面板回歸。對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)，固定效應FE估計是不一致的，即存在動態(tài)面板偏誤，通常采用差分GMM和系統(tǒng)GMM解決這一問題。相比于差分GMM，系統(tǒng)GMM將差分方程和水平方程結合起來，可以提高估計的效率，使得工具變量的有效性更強。因此，本文采用系統(tǒng)GMM進行估計。表5中的回歸結果顯示，Arelleno-Bond檢驗表明各模型殘差不存在二階序列相關，Hansen檢驗顯示各模型的工具變量有效。因此，系統(tǒng)GMM估計結果是一致和有效的。同時，滯后期的經(jīng)濟高質量發(fā)展指數(shù)顯著為正，對于變異系數(shù)法核算的教育人力資本結構的系數(shù)也顯著為正，這與上文的回歸結果基本一致。

（三）穩(wěn)健性檢驗

上文中的基準回歸和內(nèi)生性問題的處理結果表明，教育人力資本結構高級化有利于實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。為了盡量確保這些結果的可靠性，本文繼續(xù)做了三個穩(wěn)健性的檢驗。首先，我們考慮對數(shù)據(jù)進行異常值的處理，以避免異常值對回歸結果的影響，本文對所有的數(shù)據(jù)進行上下0.5%的縮尾處理。表6中第（1）（2）列分別報告了處理異常值之后，用兩種方法核算的教育人力資本結構指數(shù)對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，回歸結果均為正且分別在5%和1%水平下顯著，與前文的結果基本一致。這也表明，上文結果并不受異常值的影響。

下面進行第二個穩(wěn)健性檢驗，將核心解釋變量替換為以義務教育、高中教育、大專教育、大學教育和研究生教育五分類的受教育水平的占比來核算的人力資本結構指數(shù)，并且根據(jù)不同受教育人數(shù)占比情況，將其權重分別賦值為：4、3、2、2、0.1，具體的實現(xiàn)方法依據(jù)上述人力資本結構三分法的核算步驟。更細化的受教育水平分類能夠更好地反映人力資本結構的水平變化。表6中的第（3）列和第（4）列報告了回歸結果，結果顯示，無論是變異系數(shù)法還是賦權重法核算的人力資本結構的回歸系數(shù)與基準回歸結果基本一致，系數(shù)均為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這一結果同樣證明了前述回歸結果的穩(wěn)健性。

下面進行第三個穩(wěn)健性檢驗，將被解釋變量分別替換為基于新發(fā)展理念構建的經(jīng)濟高質量發(fā)展的五個分指標：創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放和共享?；貧w結果檢驗了人力資本結構對各項經(jīng)濟高質量發(fā)展分指標的影響情況。我們以賦權重法核算的人力資本結構作為核心解釋變量的回歸結果為例進行分析，具體回歸結果見表7。

首先，教育人力資本結構對協(xié)調、綠色、開放這三個分指標的影響顯著為正。人力資本結構指數(shù)越高，各種高素質、創(chuàng)新型人才比例越高，越有利于產(chǎn)業(yè)結構合理化和高級化。同時也有利于實現(xiàn)金融結構、城鄉(xiāng)二元結構的轉型升級，最終實現(xiàn)各經(jīng)濟體之間協(xié)調發(fā)展。同理，創(chuàng)新型人才越多，各類治理企業(yè)污染的技術越先進，越有利于地區(qū)綠色治理的實施，最終實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。教育人力資本結構高級化對經(jīng)濟開放也產(chǎn)生了正向效應。人力資本結構高級化顯著提高了出口技術復雜程度，進而有利于促進貿(mào)易企業(yè)升級（毛其淋，2019），促進各國之間的貿(mào)易往來，擴大經(jīng)濟開放程度，繼而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。相比于協(xié)調和開放，人力資本結構對經(jīng)濟綠色發(fā)展的影響較大，回歸系數(shù)為3.197，且在1%統(tǒng)計水平上顯著。

其次，以賦權重法核算的教育人力資本結構對創(chuàng)新分指標不顯著。產(chǎn)生這一現(xiàn)象可能的原因是研究生的比例較小，我們賦值0.1的比重，使得回歸結果并不顯著。以變異系數(shù)法核算的教育人力資本結構對創(chuàng)新進行回歸的結果為正，教育人力資本結構系數(shù)大小為4.025，且在5%統(tǒng)計水平上顯著。相比于協(xié)調、綠色、開放，教育人力資本結構高級化對創(chuàng)新的影響效應更大，這也是符合預期的。從表7回歸結果我們?nèi)匀豢梢缘贸?，教育人力資本結構對共享回歸結果為負，但是回歸結果并不顯著。共享系數(shù)為負可能的原因在于，教育人力資本結構越高的地區(qū)，可能會加大收入差距，造成貧富差距懸殊，進而不利于共享的實現(xiàn)。同時，產(chǎn)生這一回歸結果也可能與本文使用的樣本或變量有關，或者不同類型經(jīng)濟樣本存在異質性?？傊?，人力資本結構對新發(fā)展理念之下的經(jīng)濟高質量發(fā)展的分指標基本都呈現(xiàn)顯著的正向效應。

（四）異質性分析

通過上文中的基準回歸、內(nèi)生性問題處理以及一系列穩(wěn)健性檢驗的結果顯示，教育人力資本結構高級化對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的正向效應?？紤]到我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異較大，東部沿海地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚水平和技術創(chuàng)新水平遠遠高于中、西部地區(qū)，地區(qū)的異質性可能對估計結果產(chǎn)生一定的影響。因此，本文進一步研究教育人力資本結構高級化對東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響效果是否相同。

表8報告的回歸結果顯示：教育人力資本結構高級化對東部地區(qū)的經(jīng)濟高質量發(fā)展具有顯著的正向影響，但是對中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響并不顯著。產(chǎn)生這一結果的可能原因是，教育人力資本結構高級化帶來的更多數(shù)量的高技能人才在基礎設施完善、經(jīng)濟發(fā)展狀況較好、制度完善、市場化水平更高的東部地區(qū)更可能促進技術轉型升級，進而從創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放和共享五個方面促進東部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。與此同時，“經(jīng)濟基礎決定上層建筑”，對于相對落后的中、西部地區(qū)，現(xiàn)階段的主要任務仍然是經(jīng)濟增長。同時，人力資本結構高級化可能對中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長具有正向影響，但是對由創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放和共享所合成的經(jīng)濟高質量發(fā)展暫時還沒有顯著的正向影響。這一回歸結果為人才集聚東部地區(qū)提供了理論依據(jù)，并且為東部大城市“搶占人才”提供了經(jīng)濟學解釋。

五、機制分析

上文的分析表明，教育人力資本結構高級化有利于實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。下面對其中的影響機制進行分析，以驗證前文提出的假說2。人力資本結構高級化意味著低教育水平人力資本比重較低，相應的高教育水平人力資本比重較高。高教育水平的人力資本為技術不斷的轉型升級帶來了可能性，最終促進了經(jīng)濟高質量發(fā)展。那么，人力資本結構是否真的通過技術轉型升級促進經(jīng)濟高質量發(fā)展？本文采用中介效應模型進行檢驗。

中介效應模型分析分為三步進行檢驗（溫忠麟等，2014）。首先，如（5）式所示，將教育人力資本結構作為核心解釋變量，地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展作為被解釋變量，考察人力資本結構對地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。其次，如（6）式所示，將技術轉型升級（Tech）作為被解釋變量，進一步考察教育人力資本結構對中介變量技術轉型升級的影響。若人力資本結構系數(shù)為正則說明人力資本結構高級化可以提高技術轉型升級。最后，如（7）式所示，在（5）式中加入技術轉型升級（Tech）。若人力資本結構是通過技術轉型升級來促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，那么回歸結果應該表現(xiàn)為：技術轉型升級的系數(shù)顯著為正且人力資本結構的系數(shù)也是顯著為正。計量模型如下所示：

在變量的選取上，專利申請量一般能較好反映一國或某地區(qū)技術升級情況（陽立高等，2018）。同時，我國專利分為三類：發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利。已有文獻表示發(fā)明專利屬于高技術水平的創(chuàng)新，能夠推動技術升級，而實用新型專利和外觀設計專利一般都是微小的、低技術水平的創(chuàng)新（黎文靖等，2016）。單純以總專利申請量作為中介變量并不能體現(xiàn)技術升級。因此，我們采用地區(qū)發(fā)明專利申請數(shù)作為技術轉型升級的代理變量，使用的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

我們以變異系數(shù)法構建的教育人力資本結構為例，表9是對技術轉型升級影響渠道的中介效應模型檢驗的回歸結果。其中，第（1）列回歸結果是教育人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。第（2）列為兩種不同核算方法下的人力資本結構對技術轉型升級的影響情況，第（3）列為式（7）的回歸結果。我們以變異系數(shù)法核算的人力資本結構為例，對回歸結果進行分析。人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的的總效應為3.204，且在5%水平上顯著。人力資本結構對技術轉型升級的效應為1.428，且在5%統(tǒng)計水平上顯著。這說明人力資本結構高級化顯著促進了技術轉型升級，其可能的原因是高等教育人口占比增加，創(chuàng)新型人才增多，進而促進了技術轉型升級。由表9的第（3）列可以發(fā)現(xiàn)，技術轉型升級這一變量的系數(shù)為0.130，且在1%統(tǒng)計水平上顯著為正。這說明在控制了人力資本結構這一變量之后，技術轉型升級能夠顯著促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，這也證實了技術轉型升級確實是人力資本結構對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響渠道。

六、結論

在當今人力資本結構升級優(yōu)化和中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的背景之下，本文應用向量夾角方法計算教育人力資本結構指數(shù)，并且嘗試從新發(fā)展理念視角構建了中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的評價體系和指標。利用1997-2016年30個地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，進一步探索教育人力資本結構對中國地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響及其傳導機制。研究發(fā)現(xiàn)，人力資本結構高級化可以顯著促進地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展，并且尤以東部地區(qū)顯著。在細致處理異常值、人力資本結構的內(nèi)生性以及改變?nèi)肆Y本結構核算方式之后，上述結論仍然穩(wěn)健。我們還對經(jīng)濟高質量發(fā)展的分指標進行了估計，結果顯示，人力資本結構對創(chuàng)新、協(xié)調、綠色、開放都具有顯著的正向效應。最后，本文進一步采用了中介效應模型得出，教育人力資本結構高級化通過促進技術轉型升級實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展。

木研究的政策含義比較明顯。根據(jù)本文結論，人力資本結構高級化顯著提高了經(jīng)濟高質量發(fā)展的水平。這意味著，應該通過不斷優(yōu)化人力資本結構，促進入力資本結構高級化以實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。具體而言，要積極實行“優(yōu)先發(fā)展教育戰(zhàn)略”，不僅要注重人力資本存量的提高，更要注重提高人力資本質量。實現(xiàn)人力資本結構高級化，國家應該繼續(xù)實施各種有利于人力資本結構高級化的政策措施，這些政策措施不僅應包含國內(nèi)高水平人才的培養(yǎng)，還包括完善對高端人才的引進辦法，以實現(xiàn)各類技術轉型升級，最終推動我國經(jīng)濟高質量發(fā)展。同時，本文也為各地區(qū)搶占人才的現(xiàn)象提供了經(jīng)濟理論支撐。

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①來源于莫龍炯的博士論文

①變異系數(shù)是一組值的標準差與平均數(shù)的比重。

景維民，南開大學經(jīng)濟學院、中國特色社會主義經(jīng)濟發(fā)展協(xié)同創(chuàng)新中心，電子郵箱：jingwm（，} nankai.edu.cn;王瑤（通訊作者），南開大學經(jīng)濟學院，電子郵箱：wangyao0909@mail.nankai.edu.cn;莫龍炯，廣東財經(jīng)大學財政稅務學院，電子郵箱：mljnk1919@163.com。本文受教育部人文社會科學重點研究基地重大項目（16JJD790028）資助。感謝匿名評審人對本文提出的修改意見，文責自負。