高等教育資源分布對經濟增長的非線性門檻效應
——基于所有制結構和產業協同集聚視角

程銳

（西北大學經濟管理學院，陜西西安 710127）

一、引言與文獻回顧

作為勞動力質量的人力資本，尤其是作為高質量勞動力的高級人力資本，是經濟體實現持續增長的基本要素，也是國民財富發展的根本動力（Lucas，1988；Romer，1990）。人力資本的異質性，使得不同等級人力資本在經濟增長中的作用也呈現異質性。接受并完成高等教育的高級人力資本，具有專業的知識、理性的思維和判斷力、更強的學習能力和創造能力，能夠吸收、消化和模仿先進技術并付諸生產實踐中，更為重要的是促使原創技術的產生、完善和推廣普及并實現生產技術質的飛躍，帶動全要素生產率的提高，推動經濟持續性增長（Romer，1990；Benhabib and Spiegel，2005；Ang et al.，2011；黃燕萍等，2013；Li and Wang，2018）。高級人力資本在經濟增長中具有不可替代和不可或缺的作用。

理論證明與實證檢驗往往存在顯著不一致，相關經驗研究表明教育形成的人力資本對經濟增長并無顯著正向關系，在某種程度上甚至表現為顯著負向關系（鄭鳴和朱懷鎮，2007；Ahsan and Haque，2017），以至于 Pritcheet（2001）發出了“教育都去哪兒了？”（Where has all the education gone?）的疑問。無獨有偶，在中國部分省市也表現出“教育都去哪兒了？”的現實困境，例如西部陜西省，擁有豐裕的高等教育資源，坐擁3所985、8所211、55所本科院校，每年大學招生規模、畢業生規模高達30萬人，其招生規模僅次于北京、上海、天津三市，然而其經濟增長水平卻遠低于北京等市，甚至也低于高等教育資源豐裕度遠遠劣于陜西省的四川省（如圖1所示）。由此可知，高等教育資源分布與經濟增長之間存在明顯的不一致性。面臨這一理論與經驗的重大不一致性，是理論的不完善，還是現實中的某些扭曲或不足抑制了高等教育資源發揮其在培育高級人力資本、實現技術創新、促進全要素生產率進步方面的作用。為解決該問題，Ahsan and Haque（2017）利用動態面板門檻模型研究指出，當人均資本存量超過一定程度后，教育形成的人力資本對經濟增長的促進作用才會顯著存在。

圖1 招生規模與人均實際GDP1 圖1中的b、c、d的三個圖的年份依次為2003年、2008年和2013年。2003年為本文樣本期間的第一年，也是高校擴招政策沖擊年份；2008年為金融危機年份；2013年為2012年界定新常態后的第一年。并且此三個年份間隔為五年期。

研究人力資本與經濟增長關系的文獻浩如煙海，但考察高級人力資本的供給面高等教育資源與經濟增長關系的文獻相對較少。胡永遠和劉智勇（2004）運用面板數據考察各地區高等教育對經濟增長的貢獻，發現東部、中部、西部地區高等教育對GDP增長率的貢獻由高到低呈梯次分布，同時毛盛勇和劉一穎（2010）運用1999-2007年的面板數據獲得了同樣的結論；鄭鳴和朱懷鎮（2007）認為自高校擴招以來，超過一半地區的高校對當地經濟發展不僅沒有起到良好的推動作用，反而在一定程度上阻滯了當地經濟發展；邸俊鵬和孫百才（2014）基于分專業視角實證考察了高等教育對經濟增長的影響，高等教育對我國經濟產出產生了積極的作用，高等教育對工業部門的影響最大，對農業部門的影響在統計上不顯著。由此可知，文獻中已經指出高等教育對經濟增長的影響并非存在簡單的線性關系。

已有文獻雖然指出高等教育對經濟增長的影響并非線性關系，但并沒有揭示出此非線性關系存在的深層原因。本文首先從供給與需求互補—匹配角度分析，指出作為高級人力資本供給面的高等教育資源，要充分發揮促進經濟增長的作用，需要與一定程度的需求環境相適應，即所有制結構環境與產業協同集聚環境。然后，利用中國31個省區市2003—2015年間的面板數據進行實證考察，結果表明：所有制結構和產業協同集聚程度的差異，是引起高等教育資源對經濟增長存在非線性門檻效應的原因。當市場發育程度與企業家創業精神跨越第二個門檻值以及產業協同集聚跨越第一個門檻值之后，高等教育資源豐裕程度對經濟增長的促進作用才達到最大化。

本文可能的貢獻在于：第一，立足于人力資本理論，考察高等教育資源豐裕程度與經濟增長之間的關系。一方面，豐富了人力資本相關文獻；另一方面，直接考察了中國高等教育資源分布差異這一典型事實對經濟增長的影響，而這一典型事實往往被研究者所忽視。第二，為高等教育資源豐裕程度與經濟增長水平之間存在的不一致現象給出了一個合理的解釋。擁有豐裕高等教育資源的部分省份的經濟增長水平遠遠低于同等豐裕程度或者更低豐裕程度的省市的原因在于，其所有制結構更偏向于國有部門導致市場發育不足和企業家創業精神受限，以及制造業與生產性服務業協同集聚程度過低，抑制了高等教育資源對經濟增長的促進作用。第三，從高級人力資本的供給與需求互補—匹配視角進行分析，指出高級人力資本的供給應該與一定的所有制結構和產業協同集聚相適應，豐富了高級人力資本的供需理論。

二、研究假說

高級人力資本不僅作為一種高質量生產要素直接作用于生產活動，而且高級人力資本的配置效率對生產活動產生更重要的作用。如果高級人力資本只有數量上的絕對優勢，而無配置效率上的優化，那么大量高級人力資本的存在只是一種社會負擔，帶來巨大的社會成本，形成嚴重的教育過度，導致大量人才外流。如何有效地達到高級人力資本配置效率最大化，或者在經濟活動的演化過程中逐步實現高技能勞動者與生產活動配置效率的提高？按照經濟學基本原理，最大化資源配置效率源于邊際成本等于邊際收益，實現供給與需求的匹配——供給不斷適應需求，需求不斷反作用于供給，逐步實現供給與需求在動態演化中保持均衡。據此基本原理，實現高級人力資本配置效率的最大化，需要考慮供給與需求、邊際收益與邊際成本之間的互動、匹配關系。高級人力資本的供給面源于高等教育，高等教育資源的豐裕程度決定了高級人力資本的供給水平，高等教育資源越豐裕，高級人力資本供給水平越高，高等教育資源越稀缺，高級人力資本供給水平就越低。

在中國，高等教育資源具有明顯的外生性，每一個省市高等教育的分布是在歷史上形成的，不受當前的經濟社會發展狀態和形勢產生巨大變化，并且各地高等教育招生又存在明顯的地方保護主義、地域分割，導致本地高等教育基本招收本地戶籍人口學生并流向本地就業市場（劉海峰、李木洲，2014；李小龍等，2014；萬國威、靳慧琴，2017）。因此，高等教育資源分布的外生性，以及高等教育招生的地方保護主義和地域分割，導致高級人力資本的供給面存在極強的剛性。面臨高級人力資本剛性供給，要想實現高級人力資本供給與需求的動態互補匹配，只能從需求面著手。而高級人力資本的需求主要取決于高級人力資本的生存環境和生產環境，即制度環境和產業環境。具體而言，在中國情境下表現為所有制結構與產業協同集聚：

首先，高級人力資本必須在市場經濟活動中才能夠發揮其應有的創造力和創新性。在由計劃經濟向市場經濟轉軌過程中，經濟活動表現為：計劃經濟色彩逐漸淡化，市場經濟行為逐漸強化；國有部門比重逐漸降低，非國有部門比重逐漸提高。以國有與非國有部門比重衡量的所有制結構成為市場經濟活動強弱的主要表現。當所有制結構偏向于國有部門時，國有部門占據絕大部分經濟活動，市場發育程度較低，企業家創業活動不足。對于寒窗苦讀十六年甚至更長時間的高學歷者會做出理性選擇，更多的高學歷勞動者會流向國有部門或者行政事業單位，而非選擇進入發育程度較低的市場或進行創業活動。原因有二：第一，根據邊際收益與邊際成本進行權衡，對于個體而言，體制內收益大于體制外收益。如果高學歷者進入體制內，將會比流向體制外獲得更多的收益。研究和實現均表明，國有企業或者行政事業單位不僅具有較高的工資收入，而且還存在大量隱性福利待遇。第二，更多的優惠政策導向促使高學歷者流向體制內。在勞動力市場上，體制內招聘條件往往對學歷提出了嚴格的限制。在軟預算約束下，高學歷進入體制內不僅獲得優待，而且也因國家擔保獲得“鐵飯碗”。在此情況下，高等教育培育的高學歷者大多流向體制內，私人收益大于社會收益，對經濟生產活動無法產生直接效應。相反，當所有制結構偏向于非國有部門，非國有部門占據絕大部分經濟活動，市場發育程度高，市場體制健全，各種合法收入獲得保護，激勵機制促使更多的高技能勞動者選擇進行創業活動。高等教育培育的高學歷者流向體制外，進入非國有企業部門，在激烈的市場競爭中，獲得更高的收益，實現更有價值的個人貢獻，同時發揮個人企業家才能，進行各種類型的創業活動。激烈的市場競爭環境倒逼國有部門進行改革，預算軟約束逐漸消失，國有企業為提高經營效率，必須進行必要的福利削減和工資降低，引導高學歷者的體制內收入低于體制外收入。當高級人力資本流入體制外時，高級人力資本直接作用于高效率的生產活動，此時，社會收益將會顯著提高，大于私人收益，實現經濟增長。因此，所有制結構的差異，導致市場發育程度和企業家創業精神的差異，引導高學歷者的行業流向，從而影響了高等教育資源分布在促進經濟增長方面的作用。

其次，高級人力資本必須在一定的產業環境中才能夠發揮其應有的創造力和創新性。產業層次取決于產業技術水平。按照原毅軍和董琨（2008）的技術層次與產業層次匹配劃分可知，技術層次越低，產業層次越低2具體而言技術結構包括五個層次：原始技術、初級技術、中間技術、先進技術、尖端技術，其分別對應著五個層次的產業結構：勞動密集型產業、勞動資本密集型產業、資本密集型產業、技術密集型產業和知識密集型產業。。產業結構越高，技術層次越高，越接近世界技術前沿，越需要研發創新，尤其是原創性技術創新，越遠離世界技術前沿，模仿型技術進步即可實現生產效率最大化（林毅夫，2014；臺航、崔小勇，2017；劉智勇等，2018）。也即，產業層次越高，技術水平就越高，對高技能勞動者的需求就越大。如果產業結構偏向于勞動密集型行業，技術水平處于原始技術或者初級技術，對高技能勞動者的需求十分有限。產業結構的高級化主要體現在制造業的高級化以及由其衍生而來的生產性服務業的發展，其中，高端制造業屬于資本密集型和技術密集型產業，生產性服務業屬于人力資本密集型產業。無論是制造業的高級化，還是更好的生產性服務業，對勞動者技能提出了更高的要求，對高技能勞動者則呈現出井噴式的需求。更高級的制造業總是伴隨著更好的生產性服務業并與之互補匹配（張斌，2016）。制造業與生產性服務業的互補與匹配，形成聯系緊密的上下游式投入-產出的垂直結構，必然帶來制造業與生產性服務業的協同集聚（Ellison et al.，2010）。根據斯密-楊格定理，分工一般取決于分工，市場規模越大，分工越演進，而分工越演進，生產率水平越高，市場規模也越大（Young，1928）。制造業與生產性服務業協同集聚必須達到一定程度，才能夠形成斯密-楊格式迂回分工所產生的棘輪效應。制造業越發展、越高級化，越需要生產性服務業與之相匹配，分工才能持續演進，新就業崗位、新市場機會才能源源不斷的產生，對高技能勞動者的需求才能可持續。制造業的高級化，衍生出對生產性服務業的巨大需求，形成制造業與生產性服務業協同集聚，當協同集聚達到一定程度后，對高技能勞動力的需求形成棘輪效應，從而影響高等教育資源分布在促進經濟增長方面的作用。

綜上所述，如果市場發育程度不足、企業家創業精神受阻、制造業與生產性服務業協同集聚水平過低，大量高技能勞動者會流向體制內、事業單位和低效率的國有部門，極大的降低高技能勞動者的創造性、創新性，導致高級人力資本的嚴重誤配置，嚴重的誤配置對經濟增長效率產生巨大的負面影響（Hsieh and Klenow，2009）。根據中國經濟增長前沿課題組（2014）研究報告指出，中國大學生較少的配置到制造業和批發零售業，更多的配置到了電力、公共管理、社會保障等非生產性部門。無論相對于國內其他行業還是國外同類行業，中國事業單位或行業，尤其是行政管制行業都有極高的人力資本強度，中國生產性、非生產性行業之間存在明顯的人力資本錯配現象。根據上述分析，本文提出如下研究假說：

假說：作為高級人力資本供給面的高等教育資源促進經濟增長需要一定程度的所有制環境和產業協同集聚環境，即實現供給與需求的互補匹配才能實現高等教育資源促進經濟增長作用最大化。只有當所有制結構和產業協同集聚程度跨越一定門檻值之后，高等教育資源培育出大量高技能勞動者才能有效地發揮其對生產活動的創造性和創新性，實現促進經濟增長的目的。

三、模型設定與變量說明

（一）門檻模型設定

為了檢驗高等教育資源分布與經濟增長之間的非線性關系，本文利用Hansen（1999）提出的門檻效應模型進行檢驗。將影響高等教育資源分布對經濟增長的相關因素作為門檻變量納入模型。具體設定模型如下：

其中，lnPergdpi,t為人均實際GDP，qi,t為門檻變量，I(·)為指示函數，γ1表示不同水平的門檻值。當指示函數條件滿足時，I=1，否則，I=0。γi、λt分別表示個體效應和時間效應。ξi,t為隨機擾動項，服從獨立同分布，ξ～iid( 0,σ2)。當門檻變量存在雙重門檻值時，門檻模型設定如下：

（二）變量說明與數據來源

1.被解釋變量

經濟增長采用人均實際GDP進行衡量。按照價格指數將名義GDP 調整為1985年為基期的實際GDP，然后除以總人口計算得到人均實際GDP（Pergdp）。在實證過程中，取自然對數已消除異方差問題。

2.核心控制變量

高等教育資源豐裕度采用高校招生規模衡量（High），即每百人招生人數，招生規模=100*招生人數/當地戶籍人口。原因有二：其一，直觀而言，高校招生規模越大，高等教育資源越豐裕；其二，我國高校招生存在嚴重地區分割現象，本省高校招生名額絕大部分被分配給了本地生源，且參加高考必須具備本省戶籍而外省戶籍被禁止在本省參加高考，在此背景下，本地招生規模越大，本地高校資源越豐裕。本文并打算采用高等院校數量進行表征高等教育資源豐裕度，因為高等院校數量忽略了院校規模異質性和質量異質性，容易形成嚴重的測量誤差，導致估計結果有偏。

3.門檻變量

第一，所有制結構，采用市場發育程度（Mark）與企業家創業精神（Entre）兩個指標衡量所有制結構。

其次，企業家創業精神。遵循已有文獻的做法，利用私營企業率衡量，即私營企業和個體企業從業人員占全部從業人員比重（程銳，2016）。

第二，產業協同集聚（Lq_coagg），采用制造業與生產性服務業協同集聚進行衡量。借鑒Ellison et al.（2010）、張玉華和張濤（2018）的方法，構建制造業與生產性服務業協同集聚指數。計算過程如下：首先利用區位熵指數構建制造業集聚指數（agman）和生產性服務業集聚指數（agser），其次利用制造業集聚指數與生產性服務業集聚指數共同構建制造業與生產性服務業協同集聚指數。

區位熵計算公式如下：

其中，LQi,j表示j省份i產業區位熵指數，qi,j表示j省份i產業的就業人數；qj表示j省份全部就業人數（j=1,2……,31），qi表示全國i產業的就業人數，q表示全國就業人數。根據公式（3）得到的制造業區位熵和生產性服務業區位熵計算制造業與生產性服務業協同集聚指數，計算公式如下：

其中，LQagman表示制造業集聚指數，LQagser表示生產性服務業集聚指數，LQagcoo表示制造業與生產性服務業協同集聚指數。公式（4）中的第一項代表協同集聚指數的質量，第二項代表協同集聚指數的深度，兩項之和表明制造業與生產性服務業集聚程度越高，協同集聚質量越高、深度越廣，兩個產業之間的集聚程度越高，協同集聚指數越大（張虎等，2017）。進一步地，根據生產性服務業的內涵，將“交通運輸、倉儲和郵政業”“信息傳輸、計算機服務和軟件業”“金融業”“租賃和商業服務業”“科研、技術服務和地質勘查業”合并為生產性服務業3按照《國民經濟行業分類（GB/T4754-2002）》標準，生產性服務業還包括房地產業。考慮到中國經濟發展的實際情況，自2003年以后，中國房地產開始呈現出快速上漲趨勢，房地產行業逐漸演變為一種投資或者投機性行業，對實體經濟的服務性質大打折扣，因此，在計算生產性服務業時并不考慮房地產業。（張玉華、張濤，2018）。

4.控制變量

投資率（Invest）為固定資本形成總額占GDP的比重。外商直接投資（Fdi）為外商直接投資占GDP的比重。對外開放度（Open）為進出口總額占GDP的比重。政府支出（Gov）為財政支出占GDP的比重。優惠政策指數（Policy）借鑒劉渝琳、劉明（2011）做法，考慮到不同層次優惠政策差異，政府優惠政策指數構建如下：第一，將經濟特區、浦東新區、濱海以及兩江新區優惠政策指數定位ω1= 3+(n-1) 1；第二，將國務院批準的經濟技術開發區、高新技術產業開發區和邊界/跨境經濟合作區的優惠政策指定為ω2= 2 + (n-1) 2；第三，將省級人民政府批準設立開發區的優惠政策指數定為ω3=1 + (n- 1 ) 3；第四，加總獲得各省優惠政策指數，即∑ωi。其中，n表示該省同類開發區的數量。該算法進一步加入了省級人民政府批準設立開發區的因素。交通基礎設施（Tran）采用鐵路里程、公路里程、內河航道里程加總除以人口數，即人均交通基礎設施水平。

地區國內生產總值、價格指數、常住人口數、固定資本形成總額、外商直接投資、進出口總額、人民幣匯率、鐵路里程、公路里程和內河航道里程、私營企業和個體企業從業人員等原始數據來源于歷年的《中國統計年鑒》；政府財政支出數據來源于《中國財政統計年鑒》；招生人數據來源于《中國教育統計年鑒》；當地戶籍人口數據來源于《中國人口與就業統計年鑒》；開發區數目來源于《中國開發區審核公告目錄（2018年版）》；非國有企業工業產值和工業總產值數據來源于歷年的《中國工業統計年鑒》；制造業就業人數、生產性服務業就業人數、各省全部就業人數原始數據來源于歷年的《中國城市統計年鑒》。表1匯報了各變量的統計特征。

表1 變量描述性統計

四、高等教育資源分布對經濟增長的門檻效應檢驗

基于公式（1）和（2）的設定，首先需要檢驗樣本數據是否存在門檻效應，并確定門檻值，在此基礎上進行相應的門檻效應估計。具體檢驗過程與結果分析如下：

（一）所有制結構門檻效應

根據上文分析，所有制結構采用市場化指數和企業家創業精神兩個指標進行衡量。在門檻效應檢驗過程中，依次進行檢驗。

1.市場發育程度

表2匯報了門檻效果檢驗結果。從表2的檢驗結果可知，市場化水平存在雙重門檻值。在此基礎上進一步檢驗得到門檻值和95%的置信區間，市場化指數的門檻值分別為5.7359和9.3354。

表2 市場發育程度門檻效果檢驗

表3第1列匯報了市場化水平雙重門檻值條件下的參數估計結果。由估計結果可知，市場化水平越高，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用越大。當市場發育程度低于第一個門檻值時，招生規模對經濟增長的影響并不顯著；當市場發育程度跨越第一個門檻值時，招生規模對經濟增長呈現出顯著的正向影響但影響程度較低，表明高等教育資源分布開始發揮促進經濟增長的作用；當市場發育程度跨入第二個門檻值后，招生規模對經濟增長的正向促進作用進一步擴大，且更為顯著。當市場發育程度較低時，一方面反映出市場競爭程度較低，知識的作用受阻，受過高等教育的勞動者的教育回報率呈現出遞減的趨勢；另一方面反映出高比例的國有部門，國有部門的鐵飯碗和豐厚的隱性福利待遇，吸引高技能勞動者流入低效率的國有部門。在雙重作用下，高等教育資源的分布并不能顯著的影響地區經濟增長。相反，當市場發育程度較高時，知識的作用越來越顯著，高等教育回報率呈現出遞增趨勢，加之更低比例的國有部門，更少的高技能勞動者流入國有部門，同時在更高的市場競爭程度下，國有部門也在市場競爭下不斷提高運行效率。因此，隨著市場發育程度的提高，高等教育在經濟增長中的作用也越重要。

表3 門檻效應檢驗

表4匯報了期初和期末各省市場發育程度分布情況。期初的2003年有18個省份未跨越市場發育程度的第1個門檻值，高等教育資源分布未顯著影響地區經濟增長；有13個省市跨入了第二門檻值，高等教育資源分布開始對經濟增長發揮顯著促進作用。期末的2015年仍然有4個省份未跨越第1個門檻值，分別為新疆、西藏、貴州、青海，14個省份跳出了高等教育資源對經濟增長無影響的區間；有19個省份跨入第2個門檻值，13個省份跳入了高等教育資源分布開始顯著促進經濟增長的區間；有8個省份跨入第3個門檻值，步入了促進經濟增長最大化的區間，分別為上海、北京、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、遼寧。浙江省雖然不是高等教育資源分布最多的省份行列，但是其高等教育在經濟增長中的促進作用是巨大的，其有限的高等教育資源分布能夠極大的促進經濟增長，而陜西省雖然分布了大量的高等教育資源，但是其高等教育在經濟增長中的促進作用是微弱，呈現出擁有豐裕的高等教育資源與經濟發展水平較低并存的尷尬境地。

表4 各省市場發育程度門檻通過情況：2003年和2015年

2.企業家創業精神

表5匯報了企業家創業精神門檻效果檢驗。從表5的檢驗結果可知，企業家創業精神存在雙重門檻值。在此基礎上進一步檢驗得到門檻值和95%的置信區間，企業家創業精神的門檻值分別為0.193和0.453。

表5 企業家創業精神門檻效果檢驗

表3第2列匯報了企業家創業精神雙重門檻的參數估計結果。由估計結果可知，隨著企業家創業精神的提高，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用越大。具體而言，當企業家創業精神處于第一個門檻值范圍內時，招生規模估計系數顯著為負，此時高等教育資源分布對經濟增長的促進作用并未顯現，反而出現抑制效應；當企業家創業精神處于跨入第二個門檻范圍內時，招生規模估計系數不再顯著為負，此時高等教育資源對經濟增長的抑制效應不存在，但對經濟增長的促進作用也尚未發生；當企業家創業精神跨越第二個門檻值后，招生規模估計系數顯著為正，此時高等教育資源對經濟增長的促進作用呈現出最大化。由此可知，只有當企業家創業精神跨越了第二個門檻之后，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用才開始發揮，而當企業家創業精神處于較低的狀態時，高等教育資源對經濟增長的促進作用并不存在，甚至出現抑制經濟增長的作用。也就是說，當企業家創業精神處于低水平時，市場微觀激勵機制并不健全或者根本不存在，擁有高技能的勞動者并不能利用自身掌握的專業知識進行創業活動，以充分發揮自身企業家才能。高等教育過度，形成高等教育資源浪費現象，致使高等教育者擠破頭進入體制內或者低效率國有企業，導致高等教育資源分布對經濟增長的促進作用不存在甚至抑制經濟增長。而當企業家創業精神處于較高水平時，市場微觀激勵機制基本建立或已經相對完善，各種合法財產受到認可并得到保護，企業家創業活動所獲收入合法化，具有高技能的高等教育者能夠通過發揮自身企業家才能給自身以及全社會創造更大的收益。因此，隨著企業家創業精神的提高，高等教育資源在促進經濟增長中的作用也會隨之提高。

表6匯報了期初和期末各省企業家創業精神分布情況。期初的2003年有27個省市處于第一個門檻范圍內，有3個省市處于第二個門檻范圍內，只有上海市跨越第二個門檻，也就是說，在2003年大量的省份處于高等教育資源對經濟增長無顯著促進作用的區間，甚至更多的處于抑制經濟增長的范圍，而只有上海市呈現出促進經濟增長的階段。期末的2015年仍然有3個省份未跨越第一個門檻值，其分別為河北、河南和黑龍江；有22個省市處于第二門檻值范圍內；有6個省市跨越了第二個門檻值，其中新加入了北京、廣東、江蘇、浙江和重慶等五省市。由省份分布情況來看，進一步說明了為什么高等教育資源分布相對稀少的浙江省經濟發展水平處于全國前列狀態，而高等教育資源分布豐裕的陜西省經濟發展水平處于全國中等偏下水平，也進一步解釋了為什么北京、天津擁有比上海更豐裕的高等教育資源但經濟發展水平卻略微低于上海。

表6 各省企業家創業精神門檻通過情況：2003年和2015年

（二）產業協同集聚門檻效應

表7匯報了制造業與生產性服務業協同集聚門檻效果檢驗。從表7的檢驗結果可知，制造業與生產性服務業協同集聚存在單一門檻值。在此基礎上進一步檢驗得到門檻值和95%的置信區間，制造業與服務業協同集聚門檻值為3.4467。

表7 產業協同集聚門檻效果檢驗

表3第3列匯報了制造業與生產性服務業協同集聚的參數估計結果。由估計結果可知，隨著產業協同集聚程度的提高，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用也隨之提高。具體而言，當制造業與生產性服務業協同集聚處于第一門檻值范圍內時，招生規模估計系數不顯著，表明此時的高等教育資源分布對經濟增長并不存在顯著影響；當制造業與服務業協同集聚跨越門檻值之后，招生規模估計系數顯著為正，此時高等教育資源分布對經濟增長呈現出顯著的正向作用。根據該估計結果可知，當制造業與生產性服務業協同集聚達到一定程度之后，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用才會發生。也即當制造業與生產性服務業協同集聚程度較低時，產業集聚不充分，市場活力不足，分工演化速度受限，對勞動力的需求有限。制造業的發展和集聚與生產性服務業的發展和集聚存在著密切的聯系，二者協同集聚程度越低，表明制造業與生產性服務業的發展程度就越低，產業結構處于初級產業層次或者勞動密集型，產業結構越低級，高技能勞動力需求就越少，此時如果分布了豐裕的高等教育資源，那么培育的高等教育者就處于一種過度狀態，不利于經濟增長。而當制造業與生產性服務業協同集聚程度較高時，產業集聚充分，市場活力十足，分工演化速度加快，對勞動力的需求迅速增加，尤其是高技能勞動者。制造業與生產性服務業協同集聚程度越高，制造業與生產性服務業發展程度就越高，產業結構層次就越高，傾向于資本密集型或者技術密集型，對高技能勞動者的需求就越多，那么分布豐裕的高等教育資源會極大發揮其對經濟增長的促進作用。因此，只有當制造業與生產性服務業協同集聚程度達到一定門檻之后，高等教育資源分布對經濟增長才會發揮顯著的促進作用。

表8匯報了期初和期末各省制造業與生產性服務業協同集聚分布情況。期初的2003年有29個省市處于門檻范圍之內，只有上海和天津跨越門檻；2015年有28個省市處于門檻范圍之內，有3個直轄市跨越門檻值，其中僅北京市為新增跨域門檻值的省市。由該結果可知，大量的省份處于無顯著影響經濟增長的區間，而僅有上海、北京和天津三個直轄市處于顯著促進經濟增長的區間。在制造業與生產性服務業協同集聚門檻變量下，絕大多數省份出于對經濟增長無顯著影響的狀態，導致大量高等教育資源豐裕的省份無法有效發揮其稟賦優勢以促進經濟增長。因此，進一步促進各地區制造業與生產性服務業協同發展和集聚，以跨越門檻界限，實現高等教育資源促進經濟增長的效應。

表8 各省產業協同集聚門檻通過情況：2003年和2015年

綜上所述，用市場發育程度和企業家創業精神衡量的所有制結構以及用制造業與生產性服務業協同集聚衡量的產業協同集聚作為門檻變量，通過門檻效應檢驗結果發現，所有制結構的兩個變量存在雙重門檻效應，而產業協同集聚存在單一門檻效應，但高等教育資源分布的增長效應均隨著兩個門檻變量值的提高而提高。從跨越門檻值省市數量來看，在所有制結構門檻變量下，截至2015年，絕大部分省市已經跨越無顯著正影響的門檻界限，而且跨越第二個門檻值的省市越來越多；但在制造業與生產性服務業協同集聚門檻變量下，截至2015年，只有上海、北京和天津三個直轄市跨越門檻值，處于顯著正影響的范圍，而絕大多數省市處于無顯著正影響的門檻值范圍之內。通過此研究結論可以很好地回答前文提出的問題：為什么部分省市擁有豐裕的高等教育資源，但其經濟發展水平卻不與之相匹配，而部分高等教育資源并不豐裕的省市，其經濟發展水平卻相對較高？其原因在于，所有制結構引起市場發育程度與企業家創業精神的差異和制造業與生產性服務業協同集聚的差異，導致高等教育資源對經濟增長存在一種非線性門檻效應。

五、結論與啟示

本文從理論和實證兩個角度解釋高等教育資源豐裕程度與經濟增長差異不一致的現象。首先，從供給與需求互補匹配角度分析，指出作為高級人力資本供給面的高等教育資源，要充分發揮促進經濟增長的作用，需要與一定程度的需求環境相適應，即所有制結構環境與產業協同集聚環境。然后，基于2003—2015年省際面板數據，利用門檻效應模型進行實證檢驗。研究表明：所有制結構引起市場發育程度與企業家創業精神的差異和制造業與生產性服務業協同集聚的差異，導致高等教育資源對經濟增長存在一種非線性門檻效應。當市場發育程度與企業家創業精神跨越第二個門檻值以及產業協同集聚跨越第一個門檻值之后，高等教育資源分布對經濟增長的促進作用才達到最大化。需要指出的是，截至2015年，在所有制結構方面，大部分省市已經處于顯著正向影響的門檻范圍內；在制造業與生產性服務業協同集聚方面，只有上海、北京、天津三個直轄市處于顯著正向影響的門檻范圍。

如何更加有效的發揮高等教育資源在促進地區經濟增長方面的作用，實現高等教育資源配置效率最大化，緩解高等教育過度或者高等教育不足等錯配現象。根據本文的研究結論，可得如下政策啟示：

第一，推動高等教育供給側結構性改革，實現高等教育的高效供給。首先，打破高等教育招生的地方保護和地域分割，達到高等教育招生的全國統一性，實現高等教育資源分配的公平性、平等性，消除因高校分布差異而形成的高等教育資源分布差異；其次，消除高考報名和招生的戶籍限制，為經濟發達地區外來務工人員子女就地求學提供平臺，專門增加外來務工人員子女學校的供給，實現納稅地點與享受公共服務地點的一致性，降低人口流出地稅收與公共服務供給不協調問題；再次，鼓勵高校異地支援，比如通過規范化建立分校、分支機構或者高效聯合辦學等方式，促進高等教育資源的地域流動。同時，鼓勵高校資源豐裕地區的高校教師異地講學，為經濟發展落后地區傳播先進知識，以增強經濟落后地區的師資力量；最后，高校專業設置差異化。不同地區經濟發展階段不同，地區比較優勢不同，高校專業設置也需要與地方經濟發展相匹配，以培育適合本地需求的高質量人才。

第二，逐步調整所有制結構，促進市場發育，鼓勵和激活企業家創業精神。根據研究結論可知，目前大部分省市的所有制結構已經處于高等教育資源促進經濟增長的階段，但是僅限于東部地區，而中西部地區在市場發育和企業家創業精神方面仍然有待大幅度提升。放寬行業間和行業內的市場準入條件，實現國有企業和非國有企業的平等競爭。完善產權保護法，保護企業家群體的正當財產收入；鼓勵各類金融業務發展，解決企業家創業的融資約束；消除排斥、歧視、否定企業家的社會輿論。

第三，調整產業結構，優化產業結構布局，促進制造業與生產性服務業協同集聚。根據研究結論可知，當前只有上海、北京、天津三個直轄市的產業協同集聚處于高等教育資源促進經濟增長的階段，因此加快促進產業協同集聚刻不容緩。實現制造業與生產性服務業協同集聚，需建立起制造業發展與生產性服務業良性互動的機制。借助現代化中央商務區優勢打造生產性服務業中心，培育制造業服務化、生產性服務業自動化的產業融合方式，引導制造業與生產性服務業協同定位，創建產業間相互匹配和相互協同集聚的模式。