人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響
——兼論收入差距的中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)

馬 宏

(中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074)

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新是推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的源泉。人力資本是技術(shù)創(chuàng)新的主體，無(wú)論是吸收學(xué)習(xí)國(guó)外先進(jìn)知識(shí)技術(shù)還是自主開展技術(shù)研發(fā)都離不開大量的高技能人力資本投入。人力資本可以通過(guò)知識(shí)獲取、消化、轉(zhuǎn)化和利用等能力促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新①。人力資本積累的速度、水平和規(guī)模決定了一國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的水平②。人力資本積累水平越高，社會(huì)勞動(dòng)力對(duì)于新技術(shù)的學(xué)習(xí)和吸收能力就越強(qiáng)，全要素生產(chǎn)率越高③；高水平人力資本投入規(guī)模越大，越能滿足企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新需求，研發(fā)產(chǎn)出就越多④。

雖然理論上眾多學(xué)者都認(rèn)為人力資本水平提高有利于技術(shù)創(chuàng)新，但實(shí)證研究結(jié)論卻并不一致。有些實(shí)證研究表明人力資本與技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)⑤；而另一些實(shí)證研究則顯示兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系⑥。出現(xiàn)不一致的原因可能是因?yàn)檫@些文獻(xiàn)把人力資本當(dāng)成一個(gè)整體，而沒(méi)有考慮人力資本的個(gè)體差異。于是一些學(xué)者將人力資本按照不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了劃分，考察不同類型的人力資本對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響。目前最普遍的劃分標(biāo)準(zhǔn)是按照受教育程度的差異劃分為初級(jí)、中級(jí)和高級(jí)人力資本。彭國(guó)華、吳宇暉和付淳宇、王艷濤和崔成等學(xué)者都認(rèn)為中級(jí)和高級(jí)人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有重要促進(jìn)作用，初級(jí)人力資本作用有限⑦。臺(tái)航和崔小勇分析了不同類型人力資本結(jié)構(gòu)占比的變化對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響⑧。Cerina和Manca探討了經(jīng)濟(jì)體接近技術(shù)前沿過(guò)程中，不同類型的人力資本結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)的影響效應(yīng)⑨。

由于不同水平或類型的個(gè)體人力資本在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮的作用存在差異，人力資本水平在社會(huì)不同人群中的分布狀況也會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。中國(guó)目前教育改革還有待深化，教育資源總量緊缺和配置不均衡的現(xiàn)象普遍存在，結(jié)果導(dǎo)致人力資本分布不平等問(wèn)題非常突出，難以滿足市場(chǎng)的各級(jí)人力資本需求。Shi等人的研究表明，中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的主要限制就在于占人口比重較大的來(lái)自農(nóng)村貧困地區(qū)的勞動(dòng)力不具備充分的人力資本水平，難以適應(yīng)生產(chǎn)效率較高的經(jīng)濟(jì)要求⑩。李亞玲和汪戎的研究表明人力資本分布不均等不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Garcia等人研究發(fā)現(xiàn)處于不同的收入水平階段，人力資本分布結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮的作用會(huì)存在差異，即隨著收入水平的提高，人力資本分布結(jié)構(gòu)不平等程度的擴(kuò)大對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)會(huì)由正轉(zhuǎn)負(fù)。

回顧文獻(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究在以下方面還有待進(jìn)一步深化：首先，既有文獻(xiàn)主要側(cè)重于人力資本積累水平和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，關(guān)于人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究還相對(duì)較少。其次，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力除了來(lái)自人力資本的投入規(guī)模和質(zhì)量外，也依賴于市場(chǎng)有效需求規(guī)模對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)。收入差距是影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品市場(chǎng)需求的重要因素。既有文獻(xiàn)在分析人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響時(shí)，主要關(guān)注的是人力資本供給在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮的直接效應(yīng)，忽略了人力資本分布不平等作為收入不平等的重要原因，通過(guò)收入差距這個(gè)中介機(jī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的間接影響。另外，人力資本投資的能力主要取決于個(gè)體或家庭擁有財(cái)富的多少，收入差距的變化有可能影響人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，目前這方面的研究還比較少見?；诖耍疚膶⑹杖氩罹嘧鳛槁?lián)系人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的重要傳導(dǎo)機(jī)制，梳理和歸納了人力資本分布結(jié)構(gòu)、收入差距和技術(shù)創(chuàng)新之間的邏輯關(guān)系，并利用省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本研究可能的貢獻(xiàn)在于：第一，不同于以往文獻(xiàn)從人力資本積累水平和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)視角分析人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文主要從人力資本分布結(jié)構(gòu)視角研究其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。第二，闡明了人力資本分布結(jié)構(gòu)通過(guò)收入差距中介機(jī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)理，并利用1999-2018年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了收入差距在其中發(fā)揮的倒U型中介作用。第三，探討了收入差距對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。第四，充分考慮到中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)區(qū)域發(fā)展不平衡性，將全樣本劃分為東中西部地區(qū)子樣本，比較不同區(qū)域人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響差異。

二、人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的理論分析與研究假設(shè)

(一)人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

人力資本分布結(jié)構(gòu)主要衡量的是人力資本分布不平等程度，它對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在以下幾方面：一是人力資本分布結(jié)構(gòu)中形成的高素質(zhì)人力資本可以通過(guò)“直接促進(jìn)”和“知識(shí)溢出”機(jī)制推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新。Vandenbussche等認(rèn)為社會(huì)上存在高素質(zhì)人力資本和低素質(zhì)人力資本兩種群體，其中高素質(zhì)人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有更重要的影響，他們對(duì)相關(guān)知識(shí)的探索與研究既可以直接推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新，又可以通過(guò)“干中學(xué)”將知識(shí)溢出到低素質(zhì)人力資本，進(jìn)而提高整個(gè)社會(huì)的技術(shù)創(chuàng)新能力。彭國(guó)華、魏下海、錢雪亞、朱子云等學(xué)者研究都發(fā)現(xiàn)只有受過(guò)高等教育的高技術(shù)人力資本才對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向作用。二是人力資本分布不平等加大了個(gè)體之間思想交流與勞動(dòng)合作難度，進(jìn)而抑制技術(shù)進(jìn)步。Grafton等認(rèn)為個(gè)體之間的知識(shí)、思想交流會(huì)受到財(cái)產(chǎn)、語(yǔ)言、宗教以及人力資本等社會(huì)差異影響，人們往往傾向于同有相似背景的人交流。人力資本分布越不平等，不同人群人力資本水平差異越大，相互之間的個(gè)體交流也就越少，進(jìn)而阻礙了新知識(shí)、新思想的產(chǎn)生。三是人力資本分布不平等降低了技術(shù)與人力資本的匹配度，不利于技術(shù)創(chuàng)新。鄒薇、代謙的研究表明：如果技術(shù)和人力資本相匹配，人力資本就可以快速吸收這項(xiàng)技術(shù)。當(dāng)新技術(shù)與高素質(zhì)人力資本水平匹配時(shí)，中低素質(zhì)人力資本與高素質(zhì)人力資本水平差異越大，越難以掌握這門新技術(shù)。而新技術(shù)的掌握熟練程度是技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，中低素質(zhì)人力資本與新技術(shù)的匹配程度低無(wú)疑會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新。人力資本分布結(jié)構(gòu)還可以影響人力資本與技術(shù)的匹配效率。Lopez等指出當(dāng)所有資本的邊際產(chǎn)出相等時(shí)，資源配置效率最高，社會(huì)產(chǎn)出效益達(dá)到最大化。當(dāng)社會(huì)上所有研究部門招聘人員具有同等人力資本水平時(shí)，這個(gè)社會(huì)的研發(fā)效率會(huì)達(dá)到最大化。人力資本分布不平等擴(kuò)大了人力資本工作能力和邊際產(chǎn)出的差異化，導(dǎo)致勞動(dòng)力與技術(shù)崗位的錯(cuò)配，使得研發(fā)效率降低，抑制技術(shù)創(chuàng)新。四是人力資本分布不平等不利于技術(shù)擴(kuò)散。技術(shù)擴(kuò)散是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑。社會(huì)上只有少量的高技能人才掌握創(chuàng)新技術(shù)是不利于技術(shù)擴(kuò)散的，只有大規(guī)模技術(shù)生產(chǎn)部門人力資本的技能水平得到提高，技術(shù)才能有效擴(kuò)散。

可見，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)有正有負(fù)，其中高素質(zhì)人力資本帶來(lái)的是正效應(yīng)，而“阻礙新思想的交流”、“降低技術(shù)與人力資本的匹配度”和“抑制技術(shù)擴(kuò)散”帶來(lái)的是負(fù)效應(yīng)，最終效應(yīng)取決于幾種效應(yīng)的合力作用。一般情況下，隨著人力資本分布不平等程度的提高，后三種負(fù)效應(yīng)之和大于第一種正效應(yīng)，總效應(yīng)為負(fù)。

基于此，本文提出理論假設(shè)1。

假設(shè)1：人力資本分布不平等程度越高，越不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高。

(二)人力資本分布結(jié)構(gòu)通過(guò)收入差距中介機(jī)制對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響

人力資本差異一直以來(lái)都是解釋收入差距的重要因素。人力資本的教育水平、技能水平和健康狀況決定了個(gè)體在勞動(dòng)力市場(chǎng)的地位和勞動(dòng)生產(chǎn)率，直接影響了勞動(dòng)和非勞動(dòng)收入水平。因此不同個(gè)體人力資本差異會(huì)導(dǎo)致個(gè)體之間的收入不同，影響到居民收入差距。城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵決定因素就是城鄉(xiāng)間人力資本的差距。當(dāng)人力資本分布結(jié)構(gòu)不平等時(shí)，社會(huì)上不同人群的人力資本積累水平差異加大，收入差距也會(huì)隨之?dāng)U大，進(jìn)而影響技術(shù)創(chuàng)新水平。收入差距會(huì)通過(guò)價(jià)格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品的市場(chǎng)需求。價(jià)格效應(yīng)主要表現(xiàn)為高收入群體對(duì)于個(gè)性化、定制化創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)需求，規(guī)模效應(yīng)主要表現(xiàn)為中等收入者對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)工業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)規(guī)模。收入差距對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用取決于價(jià)格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)的對(duì)比。當(dāng)收入差距較小時(shí)，價(jià)格效應(yīng)大于規(guī)模效應(yīng)，收入差距的擴(kuò)大有利于技術(shù)創(chuàng)新；當(dāng)收入差距擴(kuò)大到一定程度，社會(huì)財(cái)富向少數(shù)高收入人群集中，中等收入者占社會(huì)財(cái)富的比重下降，規(guī)模效應(yīng)的抑制作用超過(guò)價(jià)格效應(yīng)的促進(jìn)作用，因此不利于技術(shù)創(chuàng)新能力提升。眾多實(shí)證研究也證實(shí)了收入不平等與技術(shù)創(chuàng)新之間存在先促進(jìn)后抑制的倒U型曲線關(guān)系。Iacopetta認(rèn)為人力資本分布不平等既影響技術(shù)創(chuàng)新的人力資本數(shù)量和質(zhì)量，也影響創(chuàng)新產(chǎn)品的市場(chǎng)需求，最終影響技術(shù)進(jìn)步速度。

基于此，本文提出理論假設(shè)2。

假設(shè)2：收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮倒U型中介作用。

(三)收入差距對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

人力資本的積累主要依賴于人力資本投資的能力，而人力資本投資的能力又受到個(gè)體或家庭擁有財(cái)富多少的影響，因此收入差距會(huì)直接影響不同人群的人力資本投資能力差異。在不同程度收入差距下，人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系會(huì)隨之發(fā)生變化。

當(dāng)收入差距處于較低水平時(shí)，收入差異帶來(lái)的社會(huì)上不同人群的人力資本投資差異較小，人力資本投資差異主要受到不同人群學(xué)習(xí)能力的差異影響，學(xué)習(xí)能力強(qiáng)的個(gè)體會(huì)投資更多在人力資本上面，形成了高素質(zhì)人力資本。這種由學(xué)習(xí)者的主觀能動(dòng)性推動(dòng)形成的高素質(zhì)人力資本具有較強(qiáng)的科研精神，能在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮更顯著的作用。此時(shí)進(jìn)行科技研發(fā)創(chuàng)新的企業(yè)對(duì)高素質(zhì)人力資本的依賴性很強(qiáng)，高素質(zhì)人力資本邊際創(chuàng)新效率高。隨著收入差距的擴(kuò)大，社會(huì)上不同人群的人力資本投資差異加大，高素質(zhì)人力資本的形成與父母的人力資本投資關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，與學(xué)習(xí)能力差異的關(guān)系有所下降。貧困家庭的孩子即使有很強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，也會(huì)因?yàn)闆](méi)錢讀書而受到限制。再加上隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)高素質(zhì)人力資本的敏感度逐步下降，相反對(duì)次高素質(zhì)人力資本的供給規(guī)模敏感度上升，高素質(zhì)人力資本促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的邊際效率會(huì)下降。另外，收入差距的擴(kuò)大增加了人力資本分布不平等程度，導(dǎo)致人力資本結(jié)構(gòu)效應(yīng)中“阻礙新思想的交流”、“降低技術(shù)與人力資本的匹配度”和“抑制技術(shù)擴(kuò)散”對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的制約效應(yīng)相應(yīng)增加。因此，隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響效應(yīng)會(huì)逐漸增強(qiáng)。

基于上述分析，本文提出理論假說(shuō)3。

假說(shuō)3：收入差距的擴(kuò)大會(huì)增加人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的不利影響。

三、人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定

根據(jù)上文理論分析和研究假說(shuō)，人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，收入差距在人力資本分布不平等和技術(shù)創(chuàng)新中間發(fā)揮倒U型中介傳導(dǎo)作用。本文借鑒溫忠麟、張雷提出的方法構(gòu)建了模型(1)-(3)用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)1和2。

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Eduit+ai3Kit+ai4Hrit+ai5lnYit+ai6lnFTit+ai7lnFDIit+εit

(1)

Giniit=Ci0+ai1Geduit+ai2Eduit+ai3Kit+ai4Hrit+ai5lnYit+ai6lnFTit+ai7lnFDIit+εit

(2)

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Giniit+ai3Giniit^2+ai4Eduit+ai5Kit+ai6Hrit+ai7lnYit+ai8lnFTit+ai9lnFDIit+εit

(3)

其中，變量Inno表示技術(shù)創(chuàng)新，變量Gedu和Gini分別表示人力資本分布結(jié)構(gòu)和收入差距。根據(jù)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)在分析技術(shù)創(chuàng)新時(shí)通?？紤]的因素，本文將人力資本積累水平(Edu)、研發(fā)人員投入(K)、研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入(Hr)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Y)、貿(mào)易開放程度(FT)和外商直接投資(FDI)作為控制變量納入模型中進(jìn)行分析。ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。i代表面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體省份，t表示時(shí)間點(diǎn)。為緩解異方差現(xiàn)象，本文將指標(biāo)Inno、Y、FT和FDI等絕對(duì)量數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。

進(jìn)一步，為了檢驗(yàn)假說(shuō)3，本文構(gòu)建了模型(4)，通過(guò)引入收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)來(lái)考察收入差距對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的影響。模型(4)的變量說(shuō)明與前文一樣。

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Giniit+ai3Gini*Geduit+ai4Eduit+ai5Kit+ai6Hrit+ai7lnYit+ai8lnFTit+ai9lnFDIit+εi

(4)

(二)變量衡量以及數(shù)據(jù)來(lái)源

技術(shù)創(chuàng)新(Inno)的衡量：專利數(shù)量是技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的主要產(chǎn)出，因此本文主要用各省區(qū)專利申請(qǐng)授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。專利申請(qǐng)授權(quán)量越多，技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

人力資本分布結(jié)構(gòu)(Gedu)的衡量：本文用教育基尼系數(shù)來(lái)衡量人力資本分布結(jié)構(gòu)，計(jì)算方法主要借鑒Castello和Domenech提出的方法，具體計(jì)算公式為：其中，Gedu為教育基尼系數(shù)，表示全體樣本受教育年限的均值。i和j都表示教育層次，n表示總的受教育層次，p代表不同受教育年限人群占總體的比例，y表示不同教育層次對(duì)應(yīng)的受教育年限。教育層次和教育年限的衡量與受教育年限的取值方法相同。教育基尼系數(shù)越大，說(shuō)明人力資本分布越不平等。

收入差距(Gini)的衡量：基尼系數(shù)是衡量收入差距最主要的變量，本文借用田衛(wèi)民(2012)的方法先分別測(cè)算出各省的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民基尼系數(shù)，然后使用分組加權(quán)法公式計(jì)算出總體的居民收入基尼系數(shù)。該系數(shù)越高，則居民收入差距越大。

人力資本積累水平(Edu)的衡量：人力資本水平的高低主要體現(xiàn)在教育水平方面。因此本文借鑒大多數(shù)文獻(xiàn)的常用做法，用人均受教育年限來(lái)衡量人力資本積累水平。具體計(jì)算方法是將教育層次劃分為文盲、小學(xué)、初中、高中和大學(xué)，相應(yīng)的教育年限分別記為0、6、9、12和16年，然后計(jì)算各個(gè)教育層次年限人口比重的加權(quán)平均值。

研發(fā)經(jīng)費(fèi)(K)和研發(fā)人員(Hr)是技術(shù)創(chuàng)新的直接投入，本文選取各省區(qū)財(cái)政支出中科學(xué)技術(shù)費(fèi)用占人均GDP的比重來(lái)衡量研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，其中1999-2006年選取財(cái)政支出中科技三項(xiàng)費(fèi)用與財(cái)政支出中科技事業(yè)費(fèi)用之和，2007-2018年采用財(cái)政支出中科學(xué)技術(shù)費(fèi)用來(lái)衡量。研發(fā)人員投入的衡量指標(biāo)主要用各省區(qū)科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)人員數(shù)量占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)表示。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Y)、貿(mào)易開放程度(FT)和外商直接投資(FDI)都是影響技術(shù)創(chuàng)新的外部環(huán)境變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)的地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新程度相應(yīng)越高。貿(mào)易開放帶來(lái)的學(xué)習(xí)效應(yīng)、競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)和市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)展效應(yīng)都有利于促進(jìn)國(guó)內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。外商直接投資可以通過(guò)與國(guó)內(nèi)企業(yè)建立合作，傳遞先進(jìn)的知識(shí)、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，提升國(guó)內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。本文分別用各地區(qū)的GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用進(jìn)出口總額來(lái)衡量外貿(mào)開放程度，用外商直接投資額來(lái)衡量外商直接投資水平。

上述數(shù)據(jù)主要來(lái)源于1999-2018年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》，并對(duì)個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均法進(jìn)行了插補(bǔ)。由于海南、黑龍江、湖南、吉林、青海、山東、天津、西藏和云南等省市自治區(qū)計(jì)算基尼系數(shù)的主要數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此本文剔除了這些省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，最終得到了其余22個(gè)省市自治區(qū)1999-2018年間的面板數(shù)據(jù)。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

1.變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新在不同地區(qū)和不同年份存在較大的差異，最小值為5.01，最大值為13.08，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到1.66。人力資本分布結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)教育基尼系數(shù)均值為0.26，最低為0.16，最高為0.40，這表明人力資本分布呈現(xiàn)一定的不平等性。人均受教育年限均值水平還比較低，僅為8.43，也存在一定的地區(qū)和年份差異，最低為5.43，最高為12.56。基尼系數(shù)的均值水平為0.36，最高達(dá)到0.49，這說(shuō)明我國(guó)居民收入差距總體比較大。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.實(shí)證結(jié)果分析

(1)人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響結(jié)果分析

面板數(shù)據(jù)在回歸之前需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文主要采用LLC檢驗(yàn)方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量都是一階平穩(wěn)序列。接下來(lái)本文使用KAO檢驗(yàn)對(duì)所有模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)解釋變量與被解釋變量間是否存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定均衡關(guān)系，結(jié)果顯示所有模型變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

為了避免經(jīng)濟(jì)變量之間互為因果關(guān)系帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，核心解釋變量回歸時(shí)都取了滯后一期。面板數(shù)據(jù)模型可以選擇固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，我們使用stata 13.0對(duì)模型(1)-(3)進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。另外為了消除序列相關(guān)和異方差等問(wèn)題的影響，我們采用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的處理方式。最終模型(1)-(3)的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 主效應(yīng)及中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表2中結(jié)果可知，模型(1)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在1%的顯著性水平上為-5.554，這說(shuō)明人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，理論假設(shè)1得到驗(yàn)證。模型(2)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于收入差距的影響系數(shù)顯著為正(β=1.909，p<0.001)，這說(shuō)明人力資本分布不平等程度的提高會(huì)擴(kuò)大居民收入差距。模型(3)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于收入差距的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-4.201，p<0.001)，系數(shù)絕對(duì)值低于模型(1)的結(jié)果，收入差距的一次項(xiàng)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正(β=8.992，p<0.05)，收入差距的平方項(xiàng)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-13.638，p<0.01)。根據(jù)中介效應(yīng)理論可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響可以部分通過(guò)收入差距這個(gè)中介變量實(shí)現(xiàn)。收入差距和技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即收入差距的擴(kuò)大對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響是先促進(jìn)，達(dá)到一定拐點(diǎn)后就轉(zhuǎn)為制約。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

(2)收入差距對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果分析

為了考察收入差距對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文對(duì)模型(4)進(jìn)行了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，以分析收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著性。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 收入差距對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表3中的隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果(4)可以看出，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-25.673，p<0.05)，這表明人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)受到了收入差距水平的調(diào)節(jié)影響。收入差距的提高會(huì)增加人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響系數(shù)。這符合我們的理論假設(shè)3。

四、東中西部地區(qū)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系比較

我國(guó)地域遼闊，東部、中部和西部不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入差距和人力資本分布結(jié)構(gòu)都存在一定的差異。在不同區(qū)域，人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系、收入差距對(duì)兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)很可能存在差異。因此本文將全樣本按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低劃分成三個(gè)子樣本：東部地區(qū)子樣本、中部地區(qū)子樣本和西部地區(qū)子樣本，對(duì)三個(gè)子樣本分別估計(jì)回歸模型(3)和(4)，并基于豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果選擇了固定效應(yīng)模型。變量描述性統(tǒng)計(jì)和回歸檢驗(yàn)結(jié)果分別如表4和表5所示。

表4 東中西部地區(qū)子樣本變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表5 東中西部地區(qū)子樣本估計(jì)結(jié)果比較

從表4的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，東部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平最高，西部地區(qū)的人力資本分布不平等程度和收入差距最高。

從表5的模型(3)的結(jié)果可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在東部地區(qū)和西部地區(qū)都顯著為負(fù)，分別為-7.417和-0.241，在中部地區(qū)該系數(shù)不顯著。這說(shuō)明東部地區(qū)人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響最大。這可能是因?yàn)殡S著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)入技術(shù)擴(kuò)散階段，研發(fā)主力逐步由高素質(zhì)人力資本轉(zhuǎn)向次高素質(zhì)人力資本，勞動(dòng)力與技術(shù)匹配效應(yīng)的負(fù)面作用逐漸加強(qiáng)，因此人力資本分布不平等對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的制約效應(yīng)更加顯著。

模型(4)的結(jié)果顯示，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在東中西三個(gè)地區(qū)樣本中都顯著為負(fù)，分別為-33.480、-61.196和-40.304，這說(shuō)明在中部地區(qū)，收入差距的擴(kuò)大對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的不利影響最大。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最低的西部地區(qū)，這種影響有所弱化。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的東部地區(qū)，收入差距對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響最低，這可能是因?yàn)樵跂|部地區(qū)收入差距對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響不顯著。

五、模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性，我們分別替換了核心解釋變量收入差距和人力資本分布結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，用城鄉(xiāng)收入差距(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入)替換了基尼系數(shù)；用各省接受過(guò)高等教育的人群在全省人口中的比例來(lái)衡量人力資本分布結(jié)構(gòu)，該指標(biāo)越高，說(shuō)明人力資本分布越平等。模型的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表6中(1)-(6)所示。結(jié)果顯示收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新之間顯示了部分中介效應(yīng)。由于可行的廣義最小二乘法(FGLS)也有利于消除組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差和序列相關(guān)等面板數(shù)據(jù)模型中可能存在的問(wèn)題影響，因此本文用可行的FGLS方法對(duì)收入差距調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行重新估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表6中(7)所示，從中可以看出，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)，與前文結(jié)論一致，說(shuō)明模型參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性良好。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

接下來(lái)，我們將全部樣本按照基尼系數(shù)的高低分為高收入差距地區(qū)子樣本(基尼系數(shù)高于等于均值)和低收入差距地區(qū)子樣本(基尼系數(shù)低于均值)，對(duì)兩個(gè)地區(qū)子樣本進(jìn)行模型檢驗(yàn)，比較人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的差異，從而檢驗(yàn)收入差距對(duì)人力資本與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的影響。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。從中可知，在收入差距比較高的地區(qū)，教育基尼系數(shù)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)都顯著為負(fù)(β=-5.883，p<0.001)，高等教育人群占比對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正(β=6.818，p<0.001)，而在收入差距比較低的地區(qū)，這兩個(gè)系數(shù)都不顯著。這說(shuō)明高收入差距地區(qū)人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響要比低收入差距地區(qū)更顯著，收入差距的變化確實(shí)調(diào)節(jié)了人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。另外，在低收入差距地區(qū)，收入差距對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，而在高收入差距地區(qū)，收入差距與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表7 收入差距差異地區(qū)子樣本估計(jì)結(jié)果比較

接下來(lái)我們對(duì)東部地區(qū)子樣本、中部地區(qū)子樣本和西部地區(qū)子樣本的模型也進(jìn)行了替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果也與前文基本一致。

六、進(jìn)一步分析：人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)

由前文所述可知，收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮著倒U型的中介效應(yīng)，同時(shí)收入差距還對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系存在著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。因此我們可以推斷人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)可能并不是單一的，會(huì)隨著收入差距的變動(dòng)呈現(xiàn)出門檻效應(yīng)。接下來(lái)，本文將收入差距作為門檻變量，檢驗(yàn)人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)。

(一)模型構(gòu)建

本文采用Hansen(1999)建立的固定效應(yīng)面板門檻回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。建立的面板門檻模型如下:

lnInnoit=ai1Geduit(Giniit<γ1)+ai2Geduit(γ1≤Giniit<γ2)+…+ain+1Geduit(Giniit≥γn)+βi1Eduit+βi2Kit+βi3Hrit+βi4lnYit+βi5lnFTit+βi6lnFDIit+εit

(5)

模型(5)的變量解釋與前文一致，其中，收入差距(Gini)是門檻變量，人力資本分布結(jié)構(gòu)(Gedu)的系數(shù)會(huì)隨著收入差距變化，其他解釋變量的系數(shù)不隨收入差距變化。γ是待估計(jì)的門檻值。

(二)門檻檢驗(yàn)

我們采用連玉君等(2006)的方法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。采用兩步法進(jìn)行估計(jì)，首先，給定門檻值γ，對(duì)模型(5)進(jìn)行一致估計(jì)，得出最優(yōu)門檻值γ。接下來(lái)進(jìn)行門檻效應(yīng)顯著性的檢驗(yàn)，通過(guò)確定門檻的個(gè)數(shù)來(lái)確定模型的形式，進(jìn)而得到門檻估計(jì)值。為了增強(qiáng)常用統(tǒng)計(jì)推斷效能，本文對(duì)回歸數(shù)據(jù)均進(jìn)行300次Bootstrap重復(fù)抽樣。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(見表8)顯示：在收入差距作為門檻變量的前提下，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在雙重門檻效應(yīng)，相應(yīng)的門檻值為0.3331和0.4558。

表8 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(三)面板門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果分析

基于估計(jì)出來(lái)的門檻值，我們對(duì)模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表9所示。

表9 門檻模型回歸結(jié)果

實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)收入差距低于第一門檻值0.3331時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.675，但并不顯著；當(dāng)收入差距處于門檻區(qū)間0.3331-0.4588時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著下降為-1.737；當(dāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，跨越了第二門檻值0.4588以后，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響系數(shù)進(jìn)一步下降(β=-2.757，p<0.001)。這說(shuō)明隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布不平等程度對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響越來(lái)越大。這與前文假設(shè)基本一致。

七、結(jié)論與建議

本文利用1999-2018年的省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響以及收入差距在其中發(fā)揮的中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國(guó)人力資本分布不平等程度的加深不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，這一點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)更為明顯；收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮了倒U型的中介效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響也在增加，這種不利影響在中部地區(qū)最明顯。并且收入差距作為門檻變量時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響具有雙重門檻效應(yīng)。因此，要提升技術(shù)創(chuàng)新水平，必須重視改善人力資本分布結(jié)構(gòu)和縮小收入差距在其中發(fā)揮的作用，根據(jù)不同區(qū)域制定側(cè)重點(diǎn)不同的相應(yīng)舉措。具體建議為：

第一，加強(qiáng)教育投入，注重教育平等，縮小人力資本分布不平等程度。首先，各級(jí)政府要增加農(nóng)村地區(qū)的教育投資，加強(qiáng)教育基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提高教師的薪資待遇，縮小城鄉(xiāng)教育差異。其次，為城鎮(zhèn)低收入家庭和農(nóng)村地區(qū)家庭提供子女教育方面的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼或者優(yōu)惠政策，減輕家長(zhǎng)的教育負(fù)擔(dān)，提升低收入家庭的子女教育投資。

第二，采取有效措施縮小居民收入差距。首先，推行區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策，加強(qiáng)東中西部地區(qū)間經(jīng)濟(jì)協(xié)作，縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。其次，推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展，加快小城鎮(zhèn)建設(shè)，增加農(nóng)民的收入來(lái)源，改善農(nóng)民生產(chǎn)、生活設(shè)施，縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。再次，加強(qiáng)低收入人群的教育支持和工作技能培訓(xùn)，提升低收入群體的人力資本水平。最后，落實(shí)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略，打好脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，建立長(zhǎng)效扶貧機(jī)制，防止返貧。

第三，要重視優(yōu)化人力資本分布結(jié)構(gòu)與縮小收入差距舉措的協(xié)同共進(jìn)，上述多種舉措要同步進(jìn)行，否則會(huì)降低單一政策在提升技術(shù)創(chuàng)新方面的積極效應(yīng)。

第四，不同區(qū)域的政策重點(diǎn)可以有所側(cè)重。對(duì)于東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，人力資本分布不平等對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響效應(yīng)最大，而收入差距的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)相對(duì)較少，收入差距對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的制約不顯著，因此要將重點(diǎn)更多放在如何縮小人力資本分布不平等程度方面。而在中部地區(qū)，收入差距的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)最大，因此要更多關(guān)注如何縮小居民收入差距，降低其對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的不利影響。西部地區(qū)則兩方面都要兼顧。

注釋

①佟銳、高旭、王偉青：《人力資本對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的作用》，《經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊》2008年第1期。

②R.E.Lucas，“On the Mechanics of Economic Development，”JournalofMonetaryEconomic，vol.22，no.1,1998,pp.3-42；P.M.Romer, “Endogenous Technological Change,”JournalofPoliticalEconomy,vol.98，no.5,1990,pp.71-102.

③A.A.C.Teixeira and A.S.S.Queiros,“Economic Growth，Human Capital and Structural Change:A Dynamic Panel Data Analysis,”ResearchPolicy,vol.45，no.8,2016,pp.1636-1648；F.Cinnirella and J.Streb,“The Role of Human Capital and Innovation in Economic Development:Evidence from Post-Malthusian Prussia,”EconomyGrowth,vol.22，no.2,2017,pp.193-227；高帆、汪亞楠：《城鄉(xiāng)收入差距是如何影響全要素生產(chǎn)率的？》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第1期。

④夏良科：《人力資本與R&D如何影響全要素生產(chǎn)率——基于中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2010年第4期。

⑤J.Luckstead SM.Choi，S.Devadoss，and Ron C.Mittelhammer,“China’s Catch-up to the US Economy: Decomposing TFP through Investment-Specific Technology and Human Capital,”AppliedEconomics,vol.46，no.32,2014,pp.3995-4007.

⑥L.Pritchett, “Where Has All the Education Gone,”WorldBankEconomicReview,vol.15，no.3,2001，pp.367-391.

⑦彭國(guó)華：《我國(guó)地區(qū)全要素生產(chǎn)率與人力資本構(gòu)成》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2007年第2期；吳宇暉、付淳宇：《分級(jí)教育、人力資本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》，《社會(huì)科學(xué)輯刊》2014年第3期；王艷濤、崔成：《人力資本結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新模式關(guān)系研究》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究》2019年第6期。

⑧臺(tái)航、崔小勇：《人力資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于跨國(guó)面板數(shù)據(jù)的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2017年第2期。

⑨F.Cerina and F.Manca，“Catch Me if You Learn：Development-Specific Education and Economic Growth,”MacroeconomicDynamics，vol.22,no.9,2016,pp.1-43.