人力資本結構高級化對科技創新績效的影響

呂洪燕,于翠華,孫喜峰,郭 亮

(1.遼寧大學 經濟學院，遼寧 沈陽 110036；2.齊齊哈爾大學 經濟與管理學院，黑龍江 齊齊哈爾 161006；3.哈爾濱理工大學 經濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150080)

0 引言

科技創新既是社會發展的動力，又是一個國家提升其綜合競爭力的關鍵。黨的十九大明確提出“科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐，必須擺在國家發展全局的核心位置”，強調要堅持走中國特色自主創新道路，實施創新驅動發展戰略。創新是引領發展的第一動力，而人才是創新的根本，創新驅動的實質就是人才驅動。人力資本作為科技創新投入中最具能動性的核心要素，是科技創新的主體，在提高創新能力及創新水平方面起關鍵作用。科技創新體現在創新主體對現有技術水平的突破上，這與其知識結構以及發現和創造新技術的能力有關。研究表明，人力資本結構是科技創新的重要影響因素[1]。一個國家的科技創新績效水平不僅與人力資本絕對數量有關，更取決于人力資本質量和結構。隨著經濟的不斷發展和教育水平的不斷提升，中國人力資本質量和結構也發生了巨大改變，其中就業人員中大專及以上學歷受教育人口由2001年的5.6%上升到2016年的18.1%，就業人員中初中及以下受教育人口由2001年的81%下降到2016年的63.4%。就業人員中受教育程度不斷提高、人力資本質量有所提升、人力資本結構也在不斷發生變化，突出表現為人力資本由初級向高級轉化，即人力資本結構高級化過程[2]。那么，人力資本結構高級化與科技創新績效間是否具有一定聯系？相對于人力資本存量而言，人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響，哪個貢獻更大？這是本文研究的主要問題。

1 文獻綜述

從現有文獻看，國內外學者對于人力資本與科技創新績效關系的研究主要集中在兩個方面：①人力資本結構度量。常用指標包括人力資本分布結構和人力資本內部結構兩種。其中，人力資本分布結構一般用人力資本基尼系數表示。Doménech & Castelló[3]構建了代表人力資本結構不平等的基尼系數。人力資本結構基尼系數介于 0 ～ 1 之間，值越大，表明教育分布越不平衡；反之亦是。人力資本內部結構通常表示各層次人力資本所占比重。除此之外，還有一些學者采用教育方差[4]、層級人力資本[5]對人力資本結構進行測量。劉智勇等[2]構建了人力資本結構高級化指標，并分析了人力資本結構高級化與經濟增長間的關系；②人力資本能否提升科技創新績效及其作用機制。關于該方面的研究，學者們主要集中在人力資本存量對科技創新績效影響的探討上，多數學者認為人力資本投入對科技創新績效有積極促進作用。人力資本是企業科技創新的主體，直接決定著企業技術路徑的初始選擇[6]，人力資本投入過少及配置不合理是造成科技創新效率低下的主要原因[7]。喻匯[8]按照人力資本參與度不同，將科技創新分為物質資本驅動式科技創新、人力資本外延式科技創新、人力資本內涵式科技創新3類。人力資本在推動科技創新擴散中扮演著重要角色，包括企業家的決策作用、技術人員提供的技術支持以及銷售人員與市場的溝通等[9]。另外一些學者從實證角度分析了人力資本與科技創新績效間的非線性關系。如楊俊等[10]認為，外資與國內地區間購買技術的R&D溢出對本地科技創新績效存在不同程度的人力資本門檻效應，在跨越門檻之后，高層次人力資本更適合吸收國外R&D溢出技術；高彩梅等[11]研究認為，人力資本對區域科技創新的影響分別表現出單門檻效應和雙門檻效應，不同地區間科技創新能力差異明顯，各地區只有跨越相應的人力資本水平和 FDI 門檻值，人力資本效應才能得到充分發揮進而促進區域科技創新能力提升。也有少數學者認為，人力資本對于科技創新績效的影響作用并不顯著。創業者人力資本雖然也促進了研發投入、產品創新和流程創新，但影響較小；不同類型企業員工人力資本對研發投入和產品創新均無影響作用，但企業工人和管理人員培訓卻對流程創新發揮了較小的促進作用[12]。對于人力資本提升科技創新績效機制的研究，學者們得出了不同的研究結論。如郭吉濤等[13]認為，企業人力資本通過組織激勵和科技創新兩條路徑對知識創新產生影響；梁雙陸等[14]通過研究西部地區教育儲備型人力資本對科技創新的影響發現，雖然西部地區教育儲備型人力資本對科技創新具有顯著影響，但更傾向于低水平科技創新。

綜上所述，關于人力資本與科技創新績效的研究中，多數學者對于人力資本變量都采取了人力資本存量指標，且多集中在人力資本存量對于科技創新績效及經濟增長的影響上，缺乏人力資本由初級向高級演變過程中對科技創新績效影響的研究。科技創新需要創新主體具備更加完備的知識結構、善于發現與突破原有技術的能力，其與人力資本中的高級人力資本關系更為密切，在人力資本由初級向高級轉化過程中能夠改變人力資本結構和質量、提升科技創新能力，從而提升科技創新績效。簡單的人力資本存量無法體現人力資本由初級向高級的轉化過程，也很難從根本上反映以人力資本質量及其結構演進為特征的人力資本結構變化與科技創新績效間的聯系。另外，基于中國地區人力資本現狀，尤其東北地區作為老工業基地人才流失現象較為普遍，本文按照“四大板塊”進行區域劃分。本研究在構建人力資本結構高級化指標的基礎上，分析人力資本結構動態變化過程，即人力資本由初級向高級演變過程中對科技創新績效的影響，并將其與人力資本存量的貢獻作對比，旨在為區域人力資本政策及創新政策的制定提供一定借鑒。

2 人力資本結構高級化對科技創新績效提升機制

人力資本結構高級化是指隨著教育環境的改善，人力資本受教育水平不斷提升，人力資本結構相應發生規律性變化的過程，主要表現為低層次教育水平人力資本比重不斷下降、高層次教育水平人力資本比重不斷上升[2]。不同于以往學者所定義的“人力資本結構優化”[15]對于人力資本的靜態描述，人力資本結構高級化是一個動態過程。人力資本結構高級化過程就是人力資本由初級向高級轉變的過程，在這一過程中，初級人力資本比重不斷下降、高級人力資本比重不斷上升，這也是一個經濟體隨著經濟發展及教育環境優化所體現出來的總體趨勢。人力資本結構高級化對科技創新績效的提升機制主要體現在以下3個方面：

2.1 通過與技術結構升級相匹配促進科技創新

科技創新的突出表現是技術結構升級。一個經濟體最優的技術結構由其要素稟賦結構內生決定[16]，而一國技術結構與其要素投入結構相匹配[17]。人力資本作為最重要的生產要素，其結構直接決定了經濟系統的技術結構。人力資本質量決定了科技創新方向和水平。Goedhuys&Veugelers[18]和 Balsmeier&Czarnitzki[19]的研究表明，工人通過高等教育獲得的知識對于企業引進新技術、新產品至關重要。由初級人力資本向高級人力資本演變的人力資本結構高級化直接改變了就業結構及技術結構，相應地高科技產業就業人員中高級人力資本比例隨之上升。創新建立在科學道理發現的基礎上，個體識別新知識的能力取決于其所積累的知識或技能(李后建等，2018)，這也意味著人力資本結構高級化有助于促進行業創新行為，使得行業中突破性創新比例增加。同時，由于人力資本結構高級化提高了知識溢出效應，提高了團隊間協調配合度和創新績效，人力資本要素資源優化配置使得由人力資本主導的技術結構不斷升級，即初級技術、原始技術逐漸被先進技術、尖端技術替代，因此人類資本結構高級化與技術結構升級相匹配，共同促進科技創新。

2.2 通過營造和改善創新環境推動科技創新

人力資本是創新的源泉，將人力資本轉化為技術資源需要與之相匹配的環境和空間。人力資本結構高級化使得為科技創新提供更加優良的制度環境成為可能。人力資本不但是創新的主體，同時還是管理與制度的主導者。制度環境優化對技術創新具有顯著推動作用[20]。人力資本結構高級化使得更多高級人力資本能夠勝任管理職位。作為創新環境的締造者，人力資本在由初級向高級演進過程中隨著受教育水平的提高能夠接觸更多先進管理理念和創新機制，具備更加豐富的知識結構以及將理論應用于實踐的技能。Claudia Capozza & Marialuisa Divella[21]認為，在制定創新決策時，高層次經理人更能夠規避創新風險。同時，由于高層次人力資本作為科技創新的創造者身處其中，更能夠結合創新現狀制定有利于創新的制度，主導創新機制，發現管理與制度中存在的不足并加以修正，改善創新機制和創新環境，準確定位創新戰略，并通過制定法律、金融等政策，完善知識產權保護體系等制度激勵，調動創新動力，創造更加有利于科技創新的開放式創新氛圍。因此，作為環境和制度的締造者，人力資本結構高級化通過營造和改善創新環境推動科技創新。

2.3 通過需求結構升級引發科技創新

人力資本作為經濟系統的參與者，既進行產品生產，又參與產品消費。高級人力資本基于受教育程度及個人知識結構和經驗積累，更易于接受新事物，側重于生活品質提升，會產生更加個性化、多樣化需求，人力資本結構高級化伴隨著消費需求結構升級。恩格爾定理顯示，隨著人均收入水平提升，消費者需求結構發生變化，滿足基本生存需求的低層次商品消費比例下降、滿足高層次需求的商品消費比例增加[22]，而高層次需求增加會進一步引發科技創新。可見，人力資本作為商品需求者在由低級向高級轉化過程中產生需求結構升級，即由低層次需求向高層次需求轉變。這種需求結構升級使得科技創新向滿足多樣化、高級化需求方向發展，從而引發科技創新。因此，人力資本作為消費主體，人力資本結構高級化通過需求結構升級引發科技創新。

綜上所述，人力資本作為投入要素，其結構稟賦決定了經濟系統的技術結構，人力資本結構高級化與技術結構升級相匹配促進技術創新；制度環境優化對技術創新具有顯著推動作用，人力資本結構高級化通過營造和改善創新環境推動科技創新；作為經濟系統的消費者，人力資本結構高級化基于受教育背景及收入水平提升，由恩格爾效應使得其需求結構升級，即低層次商品需求比例減少，高層次商品需求比例增加，從而引發科技創新。基于以上分析，本文提出以下假說：

H1：隨著受教育水平的逐步提高，人力資本結構高級化對于科技創新績效具有促進作用。

H2：相對于人力資本存量而言，人力資本結構高級化對于科技創新績效的促進作用更大。

3 變量、模型與數據

3.1 人力資本結構高級化度量

關于人力資本結構高級化(優化)的度量，多數學者主要采用人力資本內部結構占比表示。如在區分高技術專業的基礎上，測算高技術專業人員占比作為人力資本結構衡量指標[23]，或采用不同水平人力資本占人力資本總量的比重進行衡量[24]，抑或采用高等教育人口占比作為人力資本結構優化指標[25]。以上研究對于高技術專業的定義具有一定的主觀性，僅僅使用高級人力資本占比作為人力資本結構優化指標顯然僅停留在對于人力資本結構的靜態描述上，很難刻畫人力資本結構高級化動態演變過程。

在人力資本結構高級化動態過程中，初級人力資本比重不斷下降、高級人力資本比重不斷上升，這一演進過程與產業結構高級化過程中第一產業比重不斷下降、第二產業比重不斷上升相類似。因此，為考察人力資本結構變動的全面性及避免定義高技術專業的主觀性，同時考慮到人力資本結構是一個動態變化過程，本文借鑒劉智勇[2]和付凌輝[26]的方法，采用向量夾角計算人力資本結構高級化指標。將人力資本根據受教育程度劃分為n個部分，每一部分占總體人力資本的比重作為空間向量的一個分量，從而構成一個n維向量，計算該向量與基準向量的夾角。向量夾角大小即為人力資本結構變化的大小。按照以上思路，首先構建人力資本空間向量，將人力資本結構按照受教育程度劃分為5類，分別為：未上過學、小學、初中、高中(含高中、中等職業教育、高等職業教育)、大專及以上(含大學專科、大學本科、研究生)。其次，將每一類人力資本占人力資本總量的比重作為空間向量的一個分量，構建包含5類人力資本的五維人力資本空間向量。

選擇基本單位向量組X1=(1,0,0,0,0)，X2=(0,1,0,0,0)，X3=(0,0,1,0,0)，X4=(0,0,0,1,0)，X5=(0,0,0,0,1)。計算人力資本空間向量X0與基準向量的夾角θj(j=1,…,5)。

(1)

式(1)中，xji表示基本單位向量組Xj(j=1,…,5)的第i個分量；x0,i表示向量X0的第i個分量。隨后，確定夾角θj的權重，計算人力資本結構高級化指數：

(2)

其中，Hsa為人力資本結構高級化指數，Wj為θj的權重。

3.2 模型與變量

基于以上分析，以科技創新績效為被解釋變量，本文構建以下計量模型：

模型一：

lnPatentit=β0+β1lnHsait+βlnX+uit

(3)

模型二：

(4)

模型一為基礎模型，在控制其它變量的基礎上，用以分析人力資本結構高級化對科技創新績效的影響。模型二在模型一的基礎上引入時間趨勢項，對時間變量進行控制。其中，Hsa是人力資本結構高級化指標，X為其它影響科技創新的控制變量。

(1)被解釋變量：科技創新績效。衡量科技創新績效的指標通常包括創新投入指標和創新產出指標兩種。其中，創新投入指標主要從研發投入角度考察科技創新的科研投入量，通常以政府R&D支出為衡量指標；創新產出指標主要從創新產出角度考察，通常以各地區專利申請數、授權數或新產品銷售收入衡量。新產品銷售收入指標除創新因素外，還涉及營銷及其它影響產品銷售的外界因素。因此，本文借鑒Lee等[27]、蘆峰等(2015)的做法，采用創新產出指標中的專利授權數衡量科技創新能力，用Patent1表示。

(2)核心解釋變量。人力資本結構高級化指標按照上述度量方式計算，其中，對于θj的權重Wj的設定，參照劉智勇(2018)的做法，W1、W2、W3、W4、W5依次設定為5、4、3、2、1，用Hsa表示。

(3)控制變量。①人均GDP。經濟增長為科技創新提供了經濟支持及有利的宏觀環境，在一定程度上促進了科技創新績效提升。本文以各地區人均GDP作為科技創新績效的控制變量[28]，按照各地區人均GDP指數折算為2000年不變價，用rgdp表示；②科技創新投入。科技創新投入借鑒徐浩[29]的做法，以各地區研究與試驗發展(R&D)人員全時當量衡量，將其作為影響科技創新績效的控制變量，用RY表示；③產業結構優化。產業結構優化能夠提升技術創新能力，低層次產業結構狀態阻礙了技術創新能力的發揮[30]。本文以第三產業增加值與第二產業增加值的比重衡量產業結構優化程度，用Industry表示；④金融發展水平。金融發展為科技創新提供了金融支持，金融發展水平越高，地區科技創新能力越強。金融發展水平用各地區存貸款總額占GDP的比重衡量[29]，用Fir表示。

本文采用中國除港澳臺及西藏以外的30個省際面板數據，以上變量均來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國人口和就業統計年鑒》以及各省統計年鑒等，對數據進行對數化處理。

4 實證檢驗結果

4.1 全國人力資本結構高級化水平分析

依據人力資本結構高級化度量方法，由式(1)、式(2)可以計算得到全國人力資本結構高級化指標，如圖1所示。2001-2016年，全國人力資本結構高級化指數總體呈上升趨勢，在2004年及2011年出現波峰。這是因為，隨著2000年中國高校擴招政策的全面實施，2004年就業人員中大專以上受教育人口迅速增加，使得人力資本結構高級化指數上漲，但由于20世紀90年代初期計劃生育政策的實施使得人力資本結構高級化指數出現短暫下滑，隨后基本處于上升狀態。可見，中國人力資本結構高級化指數不斷上升。進一步分區域分析人力資本結構高級化水平。依據2015《政府工作報告》將全國分成四大板塊的戰略措施，本文將全國數據分成東部、中部、西部及東北4個分樣本區域。按照四大板塊計算中國東部、中部、西部及東北地區的人力資本結構高級化指標，如圖1所示。從中可見，四大板塊人力資本結構高級化指標整體呈上升趨勢，變化趨勢與全國一致。其中，2011年以前東北地區人力資本結構高級化指標始終處于全國領先水平。這是因為，東北地區作為中國最重要的工業基地在建國以后積累了豐富的高層次人力資本，人口素質相對較高。以遼寧省為例，在樣本期內，遼寧省就業人口中大專及以上學歷受教育人口比例連續多年僅低于北京、天津、上海，領先于全國其它地區。2011年以后排名雖然略有下降，但仍高于中國大部分省份，劉新建[31]的研究也體現了這一點。東北地區人力資本結構高級化指標雖然整體處于上升趨勢，但與其它地區相比，上升幅度比較平緩。東部地區人力資本結構高級化指標高于全國平均水平，在2011年以前僅低于東北地區，2011年以后超過東北地區成為全國人力資本結構高級化水平最高的地區。東部地區經濟發達，吸引了全國各地高級人才，人力資本結構高級化水平上升較快。中部地區人力資本結構高級化水平發展趨勢與全國相當，略高于全國平均水平。西部地區人力資本結構高級化水平低于全國平均水平，整體來看也處于不斷上升趨勢。

圖1 人力資本結構高級化水平

人力資本結構高級化水平呈現出人力資本由低層次向高層次轉變的過程，那么，這一指標與人力資本存量是否存在聯系？為進一步對比分析，需計算全國人力資本存量。對于人力資本存量的估算，本文采用平均受教育年限法，計算方法如下：

Hu=φ1*2+φ2*6+φ3*9+φ4*12+φ5*16

(5)

其中，Hu為平均受教育年限，φ1、φ2、φ3、φ4、φ5分別為就業人口中未上過學、小學、中學、高中(含高中、中等職業教育、高等職業教育)、大專及以上(含大學專科、大學本科、研究生)人口比重。

以平均受教育年限為標準的人力資本存量指標與人力資本結構高級化指標對比如圖2所示。從中可見，人力資本高級化水平高于人力資本存量水平，二者均在2004年、2011年出現短暫小幅度提升并呈現波峰，隨后平穩發展，整體發展趨勢大體相同。可見，人力資本結構高級化指標與人力資本存量存在聯系，但由于人力資本結構高級化指標更能體現人力資本由低層次向高層次轉變過程中的動態變化聯系，在這一動態過程中創新產出也勢必相應發生變化，因此采用人力資本結構高級化指標衡量其對科技創新績效的促進作用更符合結構經濟學的思想。

圖2 全國人力資本結構高級化水平與人力資本存量比較

4.2 人力資本結構高級化對科技創新績效的影響

4.2.1 全樣本回歸

為分析人力資本結構高級化水平與科技創新績效間的關系，本文基于全國數據進行面板回歸分析。為檢驗變量間是否存在共線性問題，計算變量方差膨脹因子發現，VIF最大值為3.14，平均值為2.51，變量間排除多重共線性可能。對于模型一進行豪斯曼檢驗，結果如表1所示。檢驗結果顯示，選擇固定效應模型較為合理。因此，以下回歸結果以固定效應模型進行分析。

表1 豪斯曼檢驗結果

在模型一中以科技創新績效為被解釋變量、以人力資本結構高級化指標為解釋變量進行面板數據回歸，結果如表2第2列所示。從中可見，人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響顯著為正，僅考慮人力資本高級化對于科技創新的影響時，其回歸系數為39.22，顯然當忽略其它影響科技創新績效變量時回歸系數偏高，且擬合優度較低。逐步加入其它控制變量，回歸結果如表2第3～第6列所示。在逐步加入其它控制變量后，人力資本結構高級化對于科技創新績效的回歸系數有所下降，但不改變回歸系數的顯著性，擬合優度也進一步提高。以表2中最后一列數據為最終回歸結果進行說明，人力資本結構高級化對科技創新績效的回歸系數為6.38，即人力資本結構高級化指標每提高1%，科技創新績效提高6.38%。可見，人力資本結構高級化對于科技創新績效的促進作用非常顯著。科學是技術之源，科技創新意味著對已經存在的知識體系建立新觀點并進行知識創造，這就要求創新者具備完備的科學知識結構以及發現并更新技術的能力。在人力資本結構高級化這一動態過程中，低教育層次人口比例不斷減少、高教育層次人口比例不斷增加，從根本上提高了人力資本知識儲備，使之具備更加完善的知識結構及科技創新能力，因而能夠極大程度上提升科技創新績效。從控制變量回歸結果看，人均GDP可以顯著促進科技創新績效提升，經濟水平提高為科技創新提供了更加有利的條件。R&D人員全時當量作為創新投入為科技創新提供了人力資源，其回歸系數為0.27。金融發展為科技創新績效發揮了顯著促進作用，金融發展指標可以協同其它因素更有效地發揮其對科技創新績效的促進作用，這與羅嘉雯[32]的結論一致。金融發展為科技創新提供了穩定的資金支持，特別是一些民營企業借助金融市場提供的資金支持，成為創新市場上最具活力的部分。產業結構優化能夠顯著促進科技創新績效提升。產業結構優化使得更多資金和技術集聚到高新技術產業領域，促進科技創新績效提升。模型整體擬合效果較好，逐步加入控制變量后，人力資本結構高級化對于科技創新績效的回歸系數顯著性不變，并且系數大小變化不大，擬合優度有所提高，假設H1得到驗證。在控制時間變量后模型二回歸結果如表2第7列所示。在考慮時間效應后，人力資本結構高級化對科技創新績效仍然具有顯著促進作用，其控制變量系數大小和顯著性變化不大。

表2 人力資本結構高級化對科技創新績效的影響

注：括號內為t值，***、**、*分別表示回歸系數在1%、5%、10%水平下顯著，下同

4.2.2 分樣本回歸

為進一步比較中國不同地區的情況，分區域考察人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響。以模型一對區域樣本進行回歸，結果如表3所示。從中可見，在中國四大板塊中，東部和中部地區人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響最大，分別為8.49和8.94，高于全國平均水平。中部地區人力資本結構高級化對于科技創新績效的回歸系數最高，作為中國經濟、文化與科技創新中心，教育水平較高，因為其擁有豐富的科技資源，人力資本結構高級化極大程度上促進了科技創新。東部沿海地區經濟發達，吸引了大量高層次人才，集聚了對科技創新起決定性作用的人力資本和物質資本。同時，沿海地區獨特的區位優勢使得其金融發展和科研投資均為創新提供了較好的環境。而西部地區人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響低于全國平均水平，回歸系數為2.95。這是因為，西部地區經濟發展水平較低，對于吸引高層次人力資本的動力不足，同時由于教育水平相對落后，人力資本受教育程度較低，人力資本結構高級化進程緩慢，影響了其對科技創新績效的促進作用。值得注意的是，雖然東北地區人力資本結構高級化處于全國領先水平，但其對于科技創新績效的促進作用為負，回歸系數為-6.40。科技創新績效不但與人力資本結構相關，也與其所處環境的體制機制相關。東北地區作為中國老工業基地，國有企業比重較大，國有企業特有的機制與其它類型企業相比，缺乏創新活力，僵化的體制結構抑制了人力資本結構高級化的創新作用。

表3 分樣本回歸結果

4.3 人力資本存量對科技創新績效影響的對比分析

人力資本是創新的源泉，人力資本結構高級化與人力資本存量對于科技創新績效哪個作用更大？為解決這一問題，本文以平均受教育年份為標準衡量的人力資本存量代替人力資本結構高級化指標作為核心解釋變量納入模型，并對其它變量進行控制，回歸結果如表4第2列所示。從中可見，人力資本存量對于科技創新績效的回歸系數為2.10，小于人力資本結構高級化對科技創新績效的回歸系數6.38，即平均受教育年限每提高1%，科技創新績效提高2.10%。由此發現，平均受教育年限對于科技創新績效的貢獻小于人力資本結構高級化對于科技創新績效的貢獻。這在一定程度上說明，人力資本由低級向高級轉化過程中帶動了科技創新績效提升，即從提升科技創新績效角度看，提高人力資本結構高級化水平比提高人力資本存量貢獻更大。進一步分區域研究，以人力資本存量為核心解釋變量的分樣本回歸結果如表4第3～第6列所示。從中可見，東部地區和中部地區人力資本存量對于科技創新績效的影響最大，均高于全國平均水平，西部地區人力資本存量對于科技創新績效的影響小于全國平均水平，而東北地區回歸系數依然為負，說明東北地區人力資本存量提高同樣抑制了科技創新績效提升。在控制時間變量的基礎上，模型二的回歸結果依然充分證實了人力資本存量對科技創新績效具有顯著促進作用，且作用程度小于人力資本結構高級化，假設H2得到驗證。

由表3與表4結果對比分析發現，無論是全國樣本還是分區域樣本，人力資本存量對科技創新績效的回歸結果與人力資本結構高級化回歸結果排序大體相同。相比之下，人力資本存量對科技創新績效的回歸系數均小于人力資本結構高級化的回歸系數，即人力資本結構高級化對于科技創新績效的影響大于人力資本存量對于科技創新績效的影響，H2得到驗證。顯然，人力資本結構和質量對科技創新績效起到了關鍵推動作用。

表4 人力資本存量對科技創新績效的回歸結果

4.4 穩健性檢驗

為檢驗模型的穩健性，考察本文假設是否成立，借鑒溫軍等[33]和王永欽等[34]的做法，以專利申請數作為科技創新績效指標，重新對模型一和模型二進行估計。專利申請數排除了專利批準環節的主觀行為，用來衡量創新產出具有一定的合理性。以專利申請數量作為被解釋變量，用lnpatent2表示。以人力資本結構高級化指標作為核心解釋變量，逐步加入控制變量對模型進行回歸，結果如表5所示。可以發現，人力資本結構高級化能夠顯著促進科技創新績效；與人力資本存量相比，人力資本結構高級化對科技創新績效的促進作用更大。在控制時間變量后，結論依然成立，H1和H2得到驗證，模型穩健。

表5 以專利申請數為科技創新績效指標的模型回歸結果

5 結論與建議

人力資本是科技創新的源泉，作為科技創新投入中最具能動性的核心要素，其在提升科技創新績效中起關鍵作用。與以往文獻考察人力資本靜態角度不同，本文基于人力資本結構高級化動態角度，在分析人力資本結構高級化促進科技創新績效機制的基礎上，采用空間向量夾角構建人力資本結構高級化指標，并基于2000-2016年中國內地30個省份面板數據計算該指標。結果顯示，我國人力資本結構高級化水平總體呈上升趨勢，與人力資本存量水平發展趨勢相近。分區域研究中，東北地區和東部地區人力資本水平均高于全國平均水平，中部地區略高于全國平均水平，西部地區人力資本結構高級化水平最低。進一步考察人力資本結構高級化對科技創新績效的影響作用發現，人力資本結構高級化顯著促進了科技創新績效提升。分“四大板塊”進行分區域研究中，中部和東部地區高于全國平均水平，西部地區低于全國平均水平，東北地區顯示回歸結果為負，由于其產業結構和體制等原因，使得人力資本結構高級化抑制了科技創新績效。通過與以受教育年限為指標的人力資本存量對科技創新績效的作用對比，無論是全國還是分區域樣本均顯示人力資本結構高級化對科技創新績效的促進作用更大，穩健性檢驗發現，上述結論仍然成立。結合本文結論，針對目前中國創新驅動戰略下的人力資本政策提出以下建議：

(1)進一步擴大教育規模，提升教育質量。雖然我國教育整體規模有所擴大，高等教育擴張也給科技創新提供了人力資本基礎，但區域間仍存在人力資本發展不平衡現象。以2016年為例，西部地區就業人口中初中及以下受教育人口占比為29.3%，比東部地區高出14.5個百分點。因此，應進一步擴大教育規模，放寬義務教育年限，提高高中及以上教育人口比例，以此帶動人力資本結構高級化發展。從全國層面看，應以擴大教育規模為核心，加大高層次人才培養與引進力度，加強人才發展體制機制改革，從根本上為高層次人才引進創造良好的制度環境，為科技創新注入動力，進一步實現科教興國戰略。

(2)推進供給側結構性改革，提高人力資本結構高級化水平，激發人力資本創新活力。《中國人力資本報告2016》顯示，人力資本數量指數和質量指數在東部、中部及西部均呈增長態勢，但東北地區呈下降走勢。這進一步說明，東北地區人力資本現狀不容樂觀，本文回歸結果也證實了東北地區雖然人力資本結構高級化指數較高，但其帶來的創新動力不足。東北地區結構性和體制性問題使得老工業基地優勢逐漸喪失。高層次教育人才集中在國有企業、機關等部門，缺乏創新激勵機制，導致創新動力不足。因此，創新驅動下的東北地區首先應加快推進供給側結構性改革，在實施人才激勵政策的同時，加快產業結構升級，深化國有企業改革，加大對非公有制經濟的支持和鼓勵，進一步抓住東北振興戰略的契機，通過政策導向及市場機制創造有利于加快人力資本結構高級化的宏觀環境，提升科技創新績效。