人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響
——基于面板門檻回歸模型的研究

□ 陳朝陽 孟繁倩 呂榮杰 俞會新

(河北工業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院, 天津 300401)

產(chǎn)業(yè)結構戰(zhàn)略性調(diào)整作為推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑,關系著我國社會轉型的成敗。數(shù)據(jù)顯示,2013年以后我國第三產(chǎn)業(yè)增加值均超過第二產(chǎn)業(yè)。2019年,我國第三產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的53.9%(1)1 國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù):http:∥data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。,由此可見,我國的經(jīng)濟結構已經(jīng)向服務業(yè)主導型轉變,產(chǎn)業(yè)結構得到了一定的升級。

影響產(chǎn)業(yè)結構不斷演進升級的因素有很多,能夠得到其發(fā)展所需要的人力資本是其中的一個重要因素,這就要求一定的人力資本存量和結構與之相匹配。但是這里的“一定”有沒有具體的衡量標準,人力資本的存量和結構分別要發(fā)展到怎樣的水平才能更好地推動產(chǎn)業(yè)結構的轉型升級呢?存不存在具體的值呢?為解決這一問題,本文試圖借助門檻回歸模型檢驗二者之間的非線性特征,估算出具體的人力資本門檻值,分析門檻值前后其對產(chǎn)業(yè)結構影響的差異,對促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、優(yōu)化調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

(一)人力資本門檻效應的研究

已有研究對人力資本“門檻”效應的相關討論主要集中在經(jīng)濟增長和技術創(chuàng)新兩個方面。

1.人力資本對經(jīng)濟增長的門檻效應。經(jīng)濟增長過程中的一個重要決定因素就是人力資本的積累,但以平均受教育年限衡量的人力資本水平只有在跨過其門檻值后,才能推動經(jīng)濟的發(fā)展[1-2]。倪超[3]研究指出,在經(jīng)濟發(fā)展的過程中,教育人力資本存在雙門檻特征,隨著教育水平的提升,其對經(jīng)濟增長的促進作用越大。王永水和朱平芳[4]利用我國省級面板數(shù)據(jù)考察了人力資本門檻效應對物質(zhì)資本、FDI等要素回報率的綜合影響。結果顯示,雙方存在正向的影響且門檻效應顯著,當其邁過門檻值以后,人力資本水平越高,回報率越大。鄧翔等[5]則基于集聚視角,檢驗了人力資本對我國經(jīng)濟發(fā)展影響效果的變化。實證結果顯示,隨著其集聚程度的提高,人力資本對經(jīng)濟增長的影響效果呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U型非線性特征。

2.人力資本對技術創(chuàng)新的門檻效應。人力資本在技術創(chuàng)新的過程中起到了催化劑的作用,提高一個國家的整體人力資本水平可以在地區(qū)的技術創(chuàng)新能力提升中發(fā)揮積極的促進作用[6]。高彩梅等[7]研究發(fā)現(xiàn),人力資本增長效應顯著存在基于人力資本水平的單門檻特征,只有跨越人力資本水平門檻值后,人力資本對技術創(chuàng)新的促進作用才會更加顯著。閆沛慈和芮雪琴[8]從人力資本集聚視角,實證分析人力資本對創(chuàng)新能力的影響,研究指出,人力資本存在最優(yōu)集聚水平區(qū)間,只有處于該區(qū)間范圍內(nèi),人力資本才能發(fā)揮其提高區(qū)域創(chuàng)新能力的最大作用。

(二)人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究

關于人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究,相關學者已從不同視角進行了分析討論,并取得了一定成果。

1.人力資本存量視角:人力資本存量對經(jīng)濟的發(fā)展起著至關重要的作用[9]。人力資本積累直接影響著產(chǎn)業(yè)結構的高級化進程,人力資本水平越高,產(chǎn)業(yè)高級化程度越高,產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度越快[10]。張陽和姜學民[11]借助空間計量方法,實證檢驗了人力資本對產(chǎn)業(yè)結構合理化、高級化的影響。分析得出,當前中國的人力資本積累水平對于產(chǎn)業(yè)結構合理化與產(chǎn)業(yè)結構高級化均呈現(xiàn)出正向促進作用,且存在正的空間溢出效應。

2.人力資本結構視角:產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級需要一定的人力資本結構與之相適應,兩者匹配度越高,產(chǎn)業(yè)結構升級速度越快[12]。以初級人力資本向高級人力資本演進為特征的人力資本結構高級化,能夠推動產(chǎn)業(yè)結構升級[13]。程銳等[14]采用1996—2015年省際面板數(shù)據(jù),分析了人力資本結構演進對經(jīng)濟增長的影響。研究發(fā)現(xiàn),人力資本結構演進顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長,各地區(qū)要注重不同技能人力資本的互補匹配性和不同層級人力資本比重的動態(tài)調(diào)整。王健和李佳[15]通過研究產(chǎn)業(yè)結構演進優(yōu)化過程中人力資本分布結構的貢獻度問題,分析得出適度的人力資本不平等分布會有利于經(jīng)濟的非農(nóng)化進程。

此外,學者們發(fā)現(xiàn),人力資本對產(chǎn)業(yè)結構的作用會受到其他因素的影響。孫海波等[16]采用中國省級面板數(shù)據(jù),聚焦集聚視角驗證人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。研究發(fā)現(xiàn),兩者之間存在經(jīng)濟發(fā)展水平門檻,經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū),人力資本集聚對產(chǎn)業(yè)結構的積極影響越大。符建華和張世穎[17]選取門限回歸模型,研究當前我國市場化程度在人力資本影響產(chǎn)業(yè)結構升級的過程中的調(diào)節(jié)效果。研究指出,創(chuàng)新型人力資本的增加有利于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整,但會受到市場化門檻的影響,在市場化跨越門檻后,其積極作用會明顯增大。

通過對相關文獻綜述進行整理后,發(fā)現(xiàn)已有的研究存在兩點不足:(1)關于人力資本“門檻”效應的研究,多數(shù)學者關注的是關于其對經(jīng)濟和科技的影響,極少關注到產(chǎn)業(yè)結構升級方向。(2)關于人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級的研究,大多數(shù)學者側重于使用線性模型分析兩者關系,只有少部分學者關注了兩者之間的非線性關系。但是,已有非線性研究重點關注人力資本影響產(chǎn)業(yè)結構演進的過程中外部因素的調(diào)節(jié)效果,且將其作為門檻變量進行相關驗證,未重視人力資本自身內(nèi)部因素的直接影響。對此,本文將運用面板門檻回歸模型,從內(nèi)部因素出發(fā),以人力資本存量、人力資本分布結構和人力資本內(nèi)部結構為門檻變量,研究人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響,識別線性模型下作用效果的偏差,為優(yōu)化人力資本配置、促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級提供理論依據(jù)。

二、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文面板門檻回歸模型中各個指標的數(shù)據(jù)是中國2004—2018年31個省份的省級層面數(shù)據(jù),相關變量的描述性統(tǒng)計見表1。所有變量的原始數(shù)據(jù)分別來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。

表1 各描述性統(tǒng)計

被解釋變量:產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù)(Ins),產(chǎn)業(yè)結構升級指產(chǎn)業(yè)結構從低級形態(tài)向高級形態(tài)轉變的趨勢。本文借鑒干春暉等[18]的方法,以三產(chǎn)產(chǎn)值占二產(chǎn)產(chǎn)值的比重來衡量。

核心解釋變量:人力資本存量(Hc),本文借鑒肖遠飛和羅葉[19]的方法,用各省勞均受教育年限來衡量;人力資本分布結構(Ghc),指人力資本存量在不同群體間的分配狀況,本文借鑒李亞玲和汪戎[20]的做法,用教育基尼系數(shù)來衡量,基尼系數(shù)越小,說明分布的越合理;人力資本內(nèi)部結構(Ihc),指各種類型的人力資本的組合比重,本文借鑒林春艷等[21]的方法,用高等教育人力資本(大專及以上學歷就業(yè)人員)所占比重來衡量。

門檻變量:本文的門檻變量分別人力資本存量(Hc)、人力資本分布結構(Ghc)、人力資本內(nèi)部結構(Ihc)。

控制變量:本文的控制變量主要包括貿(mào)易開放度、基礎設施水平、人口老齡化、技術進步。其中,貿(mào)易開放度(Trade)用各省市對外貿(mào)易進出口額占GDP的比重來衡量;基礎設施水平(Inf)用各省市每百人公路里程數(shù)來衡量;人口老齡化(Age)用各省市65歲及以上人口占年末人口的比重來衡量;技術進步(lnTec)用各省市專利申請授權數(shù)的對數(shù)來衡量。

(二)模型構建

本文模型構建于Hansen[22]的面板門檻回歸模型基礎之上,具體門檻值由數(shù)據(jù)特點內(nèi)生決定,其顯著性用Bootstrap法估算。本研究假設存在人力資本“門檻”效應,以人力資本存量(Hc)、人力資本分布結構(Ghc)、人力資本內(nèi)部結構(Ihc)為門檻變量,構建面板門檻回歸模型,方程設計如下:

Insit=α1+β1HcitI(Hcit≤γ1)+β2HcitI(Hcit>γ1)+

β3Tradeit+β4infit+β5Ageit+β6lnTecit+εit

(1)

Insit=α1+β1GhcitI(Ghcit≤γ2)+

β2GhcitI(Ghcit>γ2)+β3Tradeit+

β4infit+β5Ageit+β6lnTecit+εit

(2)

Insit=α1+β1IhcitI(Ihcit≤γ3)+

β2IhcitI(Ihcit>γ3)+β3Tradeit+

β4infit+β5Ageit+β6lnTecit+εit

(3)

其中,Ins代表被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構升級指數(shù),Hc代表人力資本存量,Ghc代表人力資本分布結構,Ihc代表人力資本內(nèi)部結構,Hc、Ghc、Ihc既是核心解釋變量也是門檻變量,γ分別為門檻值,β為每個變量的彈性系數(shù),I·()代表指示函數(shù),ε為隨機干擾項,i、t分別代表省份和年份。

三、實證分析

(一)門檻效應檢驗

根據(jù)面板門檻回歸模型的要求,首先要檢驗變量是否存在門檻效應,結果見表2。門檻效應估計結果顯示人力資本存量、人力資本分布結構和人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在門檻效應,具體的門檻估計值結果見表3。

表2 門檻效應自抽樣檢驗

表3 門檻估計值

(二)實證結果分析

根據(jù)以上分析可知,人力資本存量、人力資本分布結構和人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的門檻效應均通過了顯著性檢驗。由此說明,人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有非線性特征,估計結果見表4。為對比人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的線性與非線性影響的差異,表4同時報告了線性固定效應模型的估計結果。

表4 固定效應模型和面板門檻回歸模型估計結果

首先,以人力資本存量為門檻變量時,人力資本存量對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本存量為跨過門檻值11.893 6時,人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)是0.023 0,但是不顯著;當人力資本存量跨過門檻值11.893 6后,人力資本存量對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)增長到0.083 4,擴大了3.6倍左右,且在1%的顯著水平下顯著。根據(jù)人力資本存量對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有門檻特征的動態(tài)變化可看出,受教育年限越長,人力資本水平越高,能更好的消化吸收新知識、掌握新技術,對產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用越大。當前我國的人力資本總體水平偏低,人力資本水平高的省份主要分布在經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū),我國的產(chǎn)業(yè)結構升級面臨挑戰(zhàn)。2004—2018年,在我國31個省份中,2010年北京勞均受教育年限為12.187 0跨過門檻,2017年天津勞均受教育年限為12.091 3跨過門檻值,2013年北京勞均受教育年限為11.979 4邁過門檻,而后三省的勞均受教育年限不斷增加,而我國其它28個省份均未跨過門檻值,勞均受教育年限均小于門檻值。

其次,以人力資本分布結構為門檻變量時,人力資本分布結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本分布結構未跨過門檻值8.611 1時,人力資本分布結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向影響,影響系數(shù)為0.131 5,在1%的顯著水平下顯著;當人力資本分布結構跨過門檻值8.6111后,人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)僅為0.012 7,縮小了10倍左右,在10%的顯著水平下顯著。根據(jù)人力資本分布結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有門檻特征的動態(tài)變化可看出,適度的人力資本不平等分布會促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級,但隨著人力資本基尼系數(shù)的增大,教育更加不公平,分布結構不合理程度加劇,嚴重威脅著產(chǎn)業(yè)結構的升級。現(xiàn)階段,我國的人力資本基尼系數(shù)總體偏高,人力資本分布結構不合理,不利于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整升級。2004—2018年,在我國31個省份中,2012年北京人力資本基尼系數(shù)為8.611 1未跨過門檻值,而后除2013年外,各年的人力資本基尼系數(shù)均未跨過門檻值,而我國其它30個省份的人力資本基尼系數(shù)均跨過了門檻值,人力資本分布結構有待優(yōu)化。

再次,以人力資本內(nèi)部結構為門檻變量時,人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本內(nèi)部結構未跨過門檻值0.357 0時,人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在正向影響,影響系數(shù)為1.938 4,在1%的顯著水平下顯著;當人力資本內(nèi)部結構跨過門檻值0.357 0后,人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)增長為3.279 9,擴大了1.6倍左右,且在1%的顯著水平下顯著。

根據(jù)人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響具有門檻特征的動態(tài)變化可看出,隨著高等教育人力資本占比的增大,逐漸形成集聚效應推動技術創(chuàng)新,對產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整升級產(chǎn)生積極作用。當前大部分省區(qū)的高等教育人力資本的比重較低,其集聚效應較弱,提高高等教育人力資本水平,有利于產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展。2009年北京的高等教育人力資本占比為0.359 1跨過門檻值,2017年天津的高等教育人力資本占比為0.390 0跨過門檻值,2014年上海的高等教育人力資本占比為0.428 5跨過門檻值,而后三省市的高等教育人力資本占比均跨過門檻值。而其它28個省份的高等教育人力資本比重均未跨過門檻,人力資本水平較低。

最后,各控制變量的估計結果顯示:貿(mào)易開放度(Trade)對產(chǎn)業(yè)結構升級存在負向影響,說明當前我國的貿(mào)易開放水平不利于從產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。基礎設施水平(Inf)對產(chǎn)業(yè)結構升級存在負向影響,說明傳統(tǒng)的交通基礎設施建設不利于產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整優(yōu)化。人口老齡化(Age)顯著推動了產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級,隨著人口老齡進程的推進,會改變消費需求催生新的產(chǎn)品,影響現(xiàn)代服務業(yè)的發(fā)展,進而推動產(chǎn)業(yè)結構升級。技術進步(lnTec)顯著的促進了產(chǎn)業(yè)結構的調(diào)整升級,說明隨著技術創(chuàng)新水平的提升,產(chǎn)業(yè)結構得到了優(yōu)化。

四、結論與建議

本文采用面板門檻回歸模型,從人力資本存量、人力資本分布結構和人力資本內(nèi)部結構的角度出發(fā),結合我國2004—2018年31省份的面板數(shù)據(jù),分析檢驗人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的門檻效應,得出以下結論。

首先，人力資本存量對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本存量跨過門檻值11.893 6后,其對產(chǎn)業(yè)結構升級具有顯著的促進作用。

其次，人力資本分布結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本分布結構跨過門檻值8.611 1后,其對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用明顯減弱。

最后，人力資本內(nèi)部結構對產(chǎn)業(yè)結構升級存在單門檻效應。當人力資本內(nèi)部結構跨過門檻值0.357 0后,其對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用顯著增強。

基于上述分析,本文提出以下建議:(1)加快人力資本存量積累,提高人力資本整體水平,實現(xiàn)人力資本效用最大化。政府應加大人力資本投資力度,適當考慮將延長受教育年限,用法律約束力保障人力資本水平的提升。(2)改善人力資本分布結構,推進各區(qū)域之間的教育均等化,為各層次人力資本提供適當?shù)陌l(fā)展空間及平臺,使其擁有平等的受教育機會,降低各省區(qū)人力資本基尼系數(shù)。(3)不斷優(yōu)化人力資本內(nèi)部結構,提高高等教育人人力資本比重,充分發(fā)揮高級人力資本的集聚效應,推動技術創(chuàng)新,促進產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。□