結構的力量：人力資本升級、制度環境與區域創新能力

張 寬，黃凌云

1.四川農業大學 經濟學院，四川 成都 611130

2.重慶大學 經濟與工商管理學院，重慶 400044

一、問題提出

黨的十九大報告明確提出“創新是引領發展的第一動力，是建設現代化經濟體系的戰略支撐”。當前，中國經濟已經由高速增長邁向高質量發展階段，必須依靠創新驅動打造經濟發展的新引擎和培育經濟增長新動能。然而，科技創新對中國經濟增長的貢獻率還遠低于發達國家，國家創新能力不強已經成為中國經濟社會發展的“阿喀琉斯之踵”(1)參見習近平總書記2015年10月29日在黨的十八屆五中全會第二次全體會議上的重要講話。。習近平總書記指出，發展是第一要務，人才是第一資源，創新是第一動力。破解經濟高質量發展面臨的創新驅動困境，人才(教育)政策和創新機制是中國未來改革的重點。

發展經濟學家普遍認為，不同國家間技術創新水平的差距根本源于人力資本積累的差異[1]。縱觀中國人力資本發展的歷史進程，以人均受教育年限衡量的人力資本積累得到長足發展，人均受教育年限由1985年的6.2年上升至2017年的10.2年。在此期間，中國人力資本內部結構同樣發生了深刻變化，同期大專及以上受教育程度人口占比由1.3%上升至17.6%(2)數據來源于中央財經大學發布的《中國人力資本報告2019》。。受益于科教興國戰略，雖然中國人力資本結構優化升級趨勢明顯，但是相較于發達國家普遍在40%以上的受高等教育群體比重，中國人力資本結構還存在較大的優化升級空間，地區間人力資本結構的差異很可能是理解當前區域創新能力變化的重要切入點。

經典的內生經濟增長理論認為，人力資本是知識創造的源泉，技術進步則來源于人力資本的知識創造積累，最終推動經濟持續增長[2]。后來經驗層面的研究證據對上述觀點提出了挑戰，尤其是Krueger等[3]發現人力資本顯著促進經濟增長的結論僅在教育水平非常低的國家得到驗證。為了解釋上述經驗與理論上的沖突，Vandenbussche等[4]將人力資本區分為熟練型和非熟練型，并指出不同類型人力資本對技術創新影響并不一致，其中熟練型人力資本是推動技術創新的決定性因素，他們的理論模型(VAM)預測，隨著距離技術前沿更近，高等教育將變得愈發重要。Ang等[5]根據受教育程度將人力資本劃分為高、中、低三種類型，并為VAM模型提供了跨國經驗證據。與以上研究不同的是，Cerina等[6]進一步擴展了VAM模型并提供了相應經驗證據，研究強調在并未接近技術前沿的低收入國家，高級人力資本對于促進技術創新推動經濟增長仍然非常重要。

近年來，中國勞動力在總量上呈現不斷下降趨勢，同時在結構上支撐經濟高質量發展的高級人力資本供給不足，在此雙重現實困境下，中國人力資本結構的相關問題引起學者們的高度重視。袁富華等[7]強調中國人力資本結構梯度升級對長期經濟發展的重要性，他們通過跨國比較分析指出，中國高級人力資本積累嚴重不足，中低級人力資本向高級人力資本轉化升級存在明顯“壅塞”。比較正式的經驗研究同樣證實了上述判斷。對人力資本結構與經濟增長關系的實證檢驗發現，地區間人力資本結構差異是理解中國區域經濟發展差異的重要切入點，人力資本結構因素對經濟增長擁有較強的解釋力度，并且強調了高級人力資本對經濟增長的關鍵性作用[8-9]。此外，一些文獻還發現人力資本結構優化升級在推動產業轉型升級[10-11]、促進技術進步[12]、提升全要素生產率[13]等方面具有重要作用。與本文研究主題相關的另一支文獻主要聚焦區域創新能力影響因素識別。其中，關聯最為密切的是強調了人力資本存量水平或人力資本配置對于提升區域創新能力重要性的相關研究[14]，但這類文獻尚未將人力資本結構因素納入識別范疇。已有研究表明，對于宏觀經濟增長，人力資本結構因素可能比單純的人力資本水平存量因素更加重要[6]。人力資本結構因素能否有效解釋中國區域創新能力的發展變化呢？其作用效果如何？隨著創新驅動發展戰略的深入實施，還鮮有研究直接考察人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果，本文從區域創新能力的視角審視人力資本結構升級的經濟效應無疑對于實現新舊動能順利轉換，推動中國區域經濟高質量發展具有重要理論和現實意義。

不過，將人力資本結構“紅利”有效轉化為創新驅動發展“優勢”，還依賴制度環境建設狀況。大量研究發現，制度環境建設落后，例如政府不當干預、產權保護缺失、經濟開放水平較低等會對人力資本配置、技術創新以及產業升級等產生負面影響，不利于推動創新驅動發展[15-16]。根據制度經濟學的觀點，“對內改革”和“對外開放”是支撐中國40多年經濟發展“奇跡”的典型制度變革特征，兩者的實質都是制度環境的優化和改善。中國目前正進一步加快市場化改革進程和積極實行更高水平對外開放，因而，考察在不同市場化程度和對外開放水平兩類制度環境狀況下人力資本結構升級對區域創新能力的作用變化差異，對于提供合乎中國情境的政策實踐更加具有經驗上的參考價值。

本文嘗試將人力資本結構、制度環境與區域創新能力納入統一的分析框架，從理論和實證兩個層面考察人力資本結構升級對區域創新能力的影響和制度環境因素在其中的重要作用。區別于已有研究，本文可能的邊際貢獻主要在以下三個方面：第一，從區域創新能力的視角估計人力資本結構升級的經濟后果，充分考慮同期反向因果、遺漏變量、不可觀測因素等導致的內生性問題，綜合利用多種實證策略和工具變量估計方法重點驗證“人力資本結構升級—區域創新能力”的因果關系和潛在作用渠道；第二，與已有關于人力資本存量水平與區域創新能力關系的文獻不同，本文強調在提升區域創新能力過程中人力資本結構因素的重要性，進而對區域創新能力影響因素識別研究方面的文獻有一定補充；第三，充分考慮國內市場化改革和國際對外開放兩類制度環境因素，在“人力資本結構升級—區域創新能力”范式中嵌入市場化和對外開放元素，以期明確人力資本結構升級影響效應可能存在的制度邊界條件，進而得以評估人力資本結構升級對經濟高質量發展的創新驅動作用差異。

二、理論分析與研究假說

人力資本結構升級是指一國或地區人力資本由低級人力資本主導逐步向高級人力資本主導躍遷的優化調整過程[8]。具體在本文中，人力資本結構升級的內涵被界定為：人力資本發展過程中，在由不同層級人力資本表現的人力資本內部，低級人力資本比重不斷下降，高級人力資本比重逐步上升，從而滿足經濟社會高質量發展對高素質人力資本日益增長的需求[9]。結合現有研究，本文將人力資本結構升級影響區域創新能力的作用渠道總結為“創新產出效應”和“創新驅動效應”兩個方面，并基于市場化和對外開放在人力資本結構升級與區域創新能力關系中的作用，將其影響機制總結為制度環境的調節效應。

(一)人力資本結構升級對區域創新能力的影響機理

第一，創新產出效應。人力資本結構升級可以通過促進技術創新成果產出來增強區域創新能力。大量經驗證據顯示，并非所有類型的人力資本都能有效促進技術創新，中低級人力資本只適合技術模仿，高質量的顛覆式創新活動主要是由高級人力資本所驅動[5，12]。具體而言，相較于低級人力資本，高級人力資本在知識儲備、思想創造、經驗學習等方面擁有絕對優勢，而創新研發作為一項智力密集型活動，需要匹配大量擁有專業知識和豐富經驗的高級人力資本來對現有知識資本進行開發和創新。在研發活動的不斷試錯過程中，面臨著較大創新失敗風險，而高級人力資本所特有的技能優勢可以更好地從已有創新活動的經驗中汲取相關知識，有效促進創新進程，科學把握技術創新的前進方向，進而引導研發資本高效合理配置，不斷提高研發資本使用效率[17]?？傮w來看，人力資本結構中高級人力資本比例相對擴張所體現的要素結構轉換升級有助于提高研發活動的成功概率，改善研發部門的創新效率，促進技術創新成果產出。

第二，創新驅動效應。人力資本結構升級可以通過將科技創新成果轉化為產業發展新動能來提升區域創新能力。新技術新發明等只有通過產業化應用才能轉化為現實生產力，也只有通過高效的產業轉化才能有效形成區域創新能力。結構主義認為，人力資本的技能結構應該與技術結構相匹配，否則技術進步不能有效推動經濟增長[18]。根據經典的“資本—技能”互補理論，當存在技能偏向型技術進步時，相對于低級人力資本，高級人力資本與物質資本的互補性更強[19]。中國技術進步存在典型的技能偏向型特征[20]，在產業創新驅動發展過程中，高級人力資本能夠更好地掌握和利用各類物化形式呈現的先進技術，從而更有效地將技術創新成果轉化為產業發展的新動能。此外，人力資本外部性理論認為，不同質量層次的人力資本擁有的外部性存在明顯異質性，相較于低級人力資本，高級人力資本的知識溢出能力更強。因而，人力資本結構升級在理論上能夠更加有效地促進知識、經驗、技術等智力資本在產業發展過程中的擴散和利用[7]。綜合上述分析，本文提出如下研究假說：

H1：人力資本結構從“低級人力資本主導”形態向“高級人力資本主導”形態優化升級有助于增強區域創新能力。

H2：人力資本結構升級可以通過“創新產出效應”和“創新驅動效應”兩個渠道提升區域創新能力。

(二)制度環境對人力資本結構升級作用的調節效應

前文理論分析表明，優化人力資本結構，推動人力資本結構由低級向高級躍遷升級對于增強區域創新能力至關重要。然而，需要注意的是，充分發揮人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應還必須建立在優良的制度環境基礎上。從國內經濟環境來看，增強區域創新能力，推動經濟高質量發展，必須堅持社會主義市場經濟體制改革，加快市場化改革進程，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用；從國際環境秩序看，隨著經濟發展活動日益全球化，增強區域能力，實現地區經濟高質量發展還離不開高水平開放型經濟新體制。中國經歷了40多年改革開放，經濟市場化程度和對外開放水平有了較大提升，但在經濟高質量發展背景下，進一步提高市場化程度和實行更高水平對外開放仍然是當前經濟體制改革和建設的重點。因此，市場化程度和對外開放水平兩類制度環境因素理論上會影響到人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果。

在國內環境秩序方面，市場化改革主要從以下兩個方面影響人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果。一是市場化程度直接反映了市場機制的資源配置效率水平，高度市場化條件下，市場機制可以有效對不同層級人力資本進行配置，進而影響人力資本結構升級對創新驅動發展的作用效果。市場化往往相對于市場扭曲而言，市場化程度較高意味著市場機制能夠比較準確地捕捉價格信號，引導各類生產要素高效配置和產品市場充分競爭，否則市場扭曲使得經濟無法實現資源的帕累托最優配置，造成嚴重的社會效率損失。因此，市場化會極大地提升勞動、資本等生產要素跨地區、跨部門、跨企業等在多個維度上的流動性，緩解技術創新和產業轉型升級所面臨的資源短缺和資源錯配問題，促進各類資源高效配置[10]，進而更好地發揮人力資本等要素稟賦結構升級對區域創新能力的提升作用。二是加快市場化改革進程，系統性改善市場營商環境、要素市場發育、產權保護制度等市場化創新環境，可以有效破除影響創新驅動發展的市場體制機制障礙，激發市場創新創業活力，進而提升區域創新能力[21]。

在國際環境秩序方面，對外開放理論上可以同時影響人力資本結構和技術創新，進而影響人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果。在人力資本結構方面，對外開放帶來的技術溢出效應會增加對高級人力資本的需求[19]，同時對外開放產生的收入效應又有助于激勵人力資本投資，進而推動人力資本結構升級[22]。在技術創新方面，習近平總書記多次強調，科學技術具有世界性、時代性，發展科學技術必須具有全球視野，必須積極主動整合和利用好全球創新資源。在經濟全球化過程中，高水平對外開放意味著技術創新和產業轉型升級所需資源的利用空間更大，國內外技術、資本、知識等創新要素能夠形成有效對接，促進科技創新與經濟發展深度融合[16]。此外，擴大對外開放水平還有利于增強市場微觀主體依靠技術創新構建競爭優勢的動機和能力。具體而言，擴大對外開放水平意味著市場結構發生變化，市場競爭強度和市場規模都大幅度提高。面對更加激烈的市場競爭環境，市場微觀主體有動機改進生產函數，加大技術創新力度，提高其核心競爭力[23]；對外開放所帶來的市場規模擴張效應則有助于分散企業前期技術創新的沉沒成本和風險，積累創新準租金，進而促進研發投入[16]。結合中國不同地區市場化改革進程以及對外開放水平存在較大差異的典型事實，本文進一步提出如下研究假說：

H3：制度環境是約束人力資本結構影響創新驅動發展的顯著邊界條件，隨著市場化程度和對外開放水平的提高，人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應將增大。

三、研究設計

(一)基準計量模型

為了檢驗人力資本結構升級對區域創新能力影響，本文基準線性計量方程設定如下：

(1)

其中，i和t分別表示個體和時期，被解釋變量RIC為區域創新能力，核心解釋變量HCS為人力資本結構升級，ε為隨機誤差項，X為包含一系列個體特征的控制變量集。此外，本文還添加了時間固定效應ηt和個體固定效應λi，以俘獲隨時間變化和隨個體變化的不可觀測因素影響。HCS的系數ω刻畫了人力資本結構升級對區域創新能力的影響，在控制其他因素前提下，ω預期顯著為正。

(二)變量指標測度

1.人力資本結構升級指標的測度

已有文獻大多根據受教育程度將人力資本分為不同質量層次，進而考察不同質量層級人力資本的經濟效應，這種靜態單一維度指標不符合人力資本結構升級的多層次動態調整內涵[8]。為了從整體視角動態反映人力資本結構由低級人力資本主導逐步轉變為高級人力資本主導的人力資本結構升級過程，本文使用空間向量夾角公式測度人力資本結構升級指標[11]。這里根據中國人口抽樣調查數據提供的人口受教育程度信息，將未上過學、小學、初中、高中和大專以上5類受教育程度群體用于度量不同質量層次的人力資本，一般而言，受教育程度越高其人力資本質量越高。人力資本結構升級指標的具體測度原理為，根據空間向量理論，首先，將上述五類受教育程度群體的比重依次作為空間分向量，得到如下五維空間向量：

Hj=(hj,1,hj,2,hj,3,hj,4,hj,5)

(2)

其中，hj,i(i=1,…,5)表示由第j類受教育程度人數占總人數的比重所構建的第i個空間分向量。

其次，為了測度各個層次人力資本比重相對變化信息，進一步設計與式(2)中各個分向量相對應的基本單位空間向量組Zn(n=1,…,5)。該向量組由5個元素中第n個元素為1其余為0的基本單位空間分向量構成。Zn中第n個分量記為zm,n，則第m類人力資本的結構變動信息可以使用人力資本結構空間向量Hj(j=1,…,5)與單位向量組的夾角θm(m=1,…,5)表示，此時θm的反余弦公式為

(3)

最后，對θm進行加權求和，賦予θm相應權重Wm，其中Wm∈(1,…,5)，此時人力資本結構升級指標HCS可以表示為

(4)

2.區域創新能力指標的測度

創新驅動發展的核心在于利用技術創新打造經濟發展的新動能，不斷提升科技對經濟發展的貢獻率。如果地區或國家的經濟社會發展主要依靠技術創新驅動，那么技術創新成果所體現出的市場價值應該相應更高。因此，可以利用不同地區的專利市場價值來反映區域創新能力差異?！吨袊鞘泻彤a業創新力報告2017》首次使用專利價值更新模型評估了中國專利的市場價值，并將其加總至城市地區層面，從而得到用于評價城市地區層面創新力的良好指標[24](3)城市創新指數的具體構建方法參見《中國城市和產業創新力報告2017》，感謝復旦大學產業發展研究中心寇宗來教授提供的城市創新指數數據。。該指標測度的內在邏輯在于，所屬地區加總的專利市場價值越高，意味著技術創新對該地區經濟社會系統的貢獻價值越高，則所反映出來的區域創新能力越強[25]。據此，本文選取該研究成果所提供的創新指數作為區域創新能力的度量指標。

3.制度環境變量指標的測度

根據前文的理論分析，本文討論的制度環境具體包括國內市場化改革和對外開放兩個方面。關于市場化程度(MI)，本文選取當前經驗研究中應用較為廣泛的市場化指數來反映市場化改革進程。王小魯等[26]編制的市場化指數綜合了政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場發育、要素市場發育以及市場中介組織發育和法治環境等多個維度的信息，能夠較為全面地量化中國市場化進程。就對外開放變量測度(MO)來說，現有文獻主要從國際貿易視角來反映對外開放水平，即使用進出口總額與地區生產總值的比值構建貿易依存度指標，但這可能遺漏了外資開放的重要信息。因此，本文綜合國際貿易和外商投資兩個方面的信息來綜合反映對外開放水平。具體構建方法是，選取實際利用外商投資金額與地區生產總值的比值反映外資依賴度，然后將其與貿易依存度指標等權重求和，最終獲得反映總體對外開放水平的綜合指標[27]。

4.控制變量

結合經濟理論并參考相關經驗文獻的通常設定，本文選取的個體特征控制變量如下：(1)金融發展(fin)，選取金融相關率指標即年末金融機構各項存貸款余額占地區生產總值的比重衡量；(2)產業結構(str)，第一產業增加值占三次產業總增加值的比重；(3)人口密度(den)，使用年末城市總人口與行政區域面積比值反映；(4)政府支持(gov)，采用財政科學技術支出占財政總支出的比重表示；(5)地區經濟發展水平(gdp)，采用人均實際地區生產總值表示；(6)信息化程度(inf)，使用移動電話使用年末數占總人口比重反映；(7)基礎設施(roa)，使用城市人均道路擁有面積表示。

(三)樣本說明與數據來源

鑒于目前區域創新能力指標最新數據只公布至2016年，同時《中國城市統計年鑒》從2003年開始才公布金融發展等相關重要基礎數據指標，本文最終將樣本時間跨度限定為2003—2016年，具體涵蓋了中國除西藏和港澳臺以外30個省區市共計287個城市。參照經驗文獻處理城市面板數據的一般思路，本文剔除了在樣本期內發生行政區劃調整的地級城市，而保留了升格為地級市的樣本地區，共計獲得4 012個有效觀測值，由于實證分析過程中相應變量缺失程度略有不同，因而樣本隨之變化。人口受教育程度數據來源于中國國家統計局實施的全國性人口抽樣調查數據，城市創新指數來源于復旦大學產業研究中心，其他數據來源于2004—2017年的《中國城市統計年鑒》。其中，人均實際GDP數據由城市所屬省級行政區域計算的GDP平減指數以2003年為基期計算得到，外商投資以及進出口貿易數據由相應年度人民幣兌美元年均匯價轉換為人民幣為單位。最后，為了使相關變量指標更加符合正態分布以及便于經濟彈性分析，所有變量均以對數形式進行實證檢驗。相關變量對數值的描述性統計結果見表1。

表1 變量的描述性統計結果

四、實證結果與分析

(一)基準回歸分析

為了初步檢驗人力資本結構升級與區域創新能力的關系，表2報告了混合效應(POLS)、隨機效應(RE)和固定效應(FE)三種方法的估計結果。在估計策略上，與POLS不同，為了盡可能防止遺漏變量，隨機效應和固定效應均控制了不隨時間變化的個體特征和不隨個體變化的時間趨勢可能對區域創新能力的影響。特別地，由于傳統標準誤沒有考慮模型的異方差和自相關問題，這往往會低估標準誤進而造成計量結果“虛假”顯著的問題，對此本文采用聚類到城市層級的穩健標準誤進行修正?；诒?的估計結果，HCS回歸系數的符號和顯著性不隨估計方法變化，和是否納入個體特征控制變量而呈現實質性差異，所有方程中，HCS的系數均在1%統計水平顯著為正。以上估計結果一致表明，人力資本結構升級與區域創新能力的變動方向相同，即優化人力資本結構可以顯著地提升區域創新能力，此時，研究假說1得到經驗數據的初步支持。此外，穩健Hausman檢驗表明，選擇固定效應模型更為合適，就人力資本結構升級對區域創新能力的作用大小來看，第(6)列控制了一系列類型變量的固定效應估計結果顯示，人力資本結構升級在1個標準差增量前提下，區域創新能力大約上升0.142 9個標準差(4)感謝匿名審稿人的建議，系數標準化公式為解釋變量標準差與被解釋變量標準差之比乘估計系數。。由此可知，人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應不僅有高度統計顯著性而且還具有非?？捎^的經濟顯著性。

表2 基準回歸估計結果

(二)穩健性檢驗

為了增強基準回歸結果的穩健性，本文進行了如下五種穩健性檢驗：(1)替換被解釋變量，使用北京大學國家發展研究院等機構獨立測量得到創新創業評價指數反映區域創新能力；(2)變更核心解釋變量測度方法，采用產業結構高度化公式構建人力資本結構升級絕對指標；(3)考慮樣本離群值的干擾，對樣本進行前后1%水平縮尾處理；(4)剔除地級以上城市樣本以排除城市等級因素干擾；(5)將標準誤聚類至省份或“城市—年份”層級。上述穩健性結果均支持基準分析結論(5)囿于篇幅，穩健性檢驗結果未報告，備索。。

(三)因果關系識別

1.可能的同期反向因果問題

理論上，區域創新能力強的地方可能更加有利于集聚各種類型的高級人力資本，這種變量之間同期反向因果關系會對基準回歸中HCS系數造成較大的估計偏誤風險。人力資本結構升級對區域創新能力的影響可能并不是一蹴而就的，往往存在一定時滯。此時，將基準回歸方程設計為滯后期模型形式不僅可以緩解變量同期反向因果造成的內生性，同時也便于考察人力資本結構升級對區域創新能力的長期動態影響。

表3呈現了HCS滯后1～6期的估計結果。可以明顯發現，在滯后1～3期時，HCS的回歸系數均在1%水平顯著為正，從滯后4期開始，HCS回歸系數仍然為正，但其統計顯著性開始下降，到滯后6期其回歸系數不再顯著。此外，隨著滯后期延長，HCS點估計值逐漸變小?；谏鲜龌貧w結果可以得出如下結論：第一，變量間可能的同期反向因果關系并未對基準回歸結果造成“致命性”影響；第二，人力資本結構升級對區域創新能力存在顯著的長期動態積極作用，該作用效果隨著時間呈現逐漸衰減趨勢，其作用效果的時間期限為5年左右。

表3 滯后期模型估計結果

2.可能的遺漏變量問題

為了更加“干凈”地識別人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果，本文考慮了如下幾個方面可能遺漏的變量。首先，根據前文的理論分析，市場化改革和對外開放本身可能對區域創新能力存在直接影響；其次，基準回歸中人力資本結構升級的影響很可能是人力資本存量因素的疊加結果；最后，環境污染因素，尤其是空氣質量與人力資本跨區域流動密切相關，這可能會影響人力資本結構升級的作用效果。在遺漏因素度量方面(6)人力資本存量數據來源于《中國人力資本報告2017》，PM2.5數據來源于中國研究數據服務平臺。：人力資本存量(Hum)，本文使用基于終身收入法測算的人力資本存量指標予以控制[28]；空氣質量(Air)，選取基于衛星燈光數據測算得到的年均PM2.5濃度反映。表4匯報了控制可能遺漏變量后人力資本結構升級的估計結果?？梢园l現，HCS的回歸系數均保持在1%水平下顯著為正，說明即便在考慮可能潛在的重要遺漏因素后，人力資本結構升級對區域創新能力的提升作用依然穩健。

表4 考慮可能遺漏變量后的估計結果

3.不可觀測因素的評估

上文已經對基準回歸模型中可能遺漏的潛在可觀測遺漏變量問題進行了討論，但計量模型仍然可能存在一些未知或不可測量因素被遺漏至誤差項中，這仍然會對基準回歸模型造成較大系數估計偏誤風險。在計量模型中直接分離這些不可觀測因素無疑極其困難，但根據計量理論可知，如果計量模型已經控制主要影響因素，通過添加已知的控制變量將對核心估計系數影響非常小，此時可以根據核心變量系數變化信息對遺漏不可觀測因素的風險進行反推?；谝延锌捎^測因素對不可觀測因素影響效應進行評估思路，對本文可能面臨的不可觀測因素風險進行估算。參考Altonji等[29]的思路，定義兩個方程，受約束控制變量方程(R)和控制變量方程(F)，ωR、ωF分別為兩組方程中核心解釋變量系數。兩組方程的控制變量集合滿足如下條件：XR?XF，同時XR可為空集，即不包含任何控制變量。此時，可以利用如下比率公式計算兩組方程中核心變量系數相對變化信息(Rat)：

Rat=|ωF/(ωR-ωF)|

(5)

根據計量理論可知，如果不可觀測因素對計量方程核心變量系數影響非常小，在控制已知的可觀測變量過程中，核心變量系數波動幅度應該較小，此時式(5)中ωR和ωF差值的絕對值應該非常小。根據上述原理，如果存在不可觀測因素會對實證結果造成較大的干擾，那么需要的不可觀測因素的影響應該遠大于已經控制的可觀測因素。此外，對于控制變量方程中估計得到核心變量系數ωF，其數值越大，同樣意味著需要不可觀測因素的影響應非常大才足以完全抵消HCS的估計效應?？梢?，Rat值越大，說明不可觀測因素對本文實證結果造成較大偏誤的風險越低。

首先，將表2第(3)列不控制任何基準特征變量的回歸模型作為受約束控制方程，包含前文設定的全部基準特征變量的表2第(6)列作為控制變量方程；其次，以表2第(6)列作為受約束控制變量方程，分別以考慮可能遺漏變量估計的表4第(1)～(4)列為控制變量方程；最后，分別將表3第(1)～(3)列(滯后1～3期)控制基準個體特征變量的回歸模型作為受約束控制變量方程，對應的控制變量方程為控制全部可能遺漏變量的表4第(5)～(7)列。根據上述組合，Rat的估算結果報告于表5。

根據表5可知，在本文計算的八組Rat值中，最小值為2.234 5，說明如果不可觀測因素會導致基準回歸有較大偏誤，那么至少需要不可觀測因素的影響是基準回歸已控制變量因素影響的2.234 5倍，平均而言需要超過49倍。顯然，就本文估計的人力資本結構升級對區域創新能力的影響不太可能受如此之高的不可觀測因素干擾，不可觀測因素對基準估計造成實質性影響的風險極低。

表5 基于可觀測因素對不可觀測因素的評估結果

4.工具變量再估計

前文已經針對反向因果、遺漏變量和不可觀測因素等模型內生性問題進行了討論，但人力資本結構升級與區域創新能力的因果關系仍然面臨測量偏誤等問題的挑戰。為了更加可靠地確認人力資本結構升級與區域創新能力在經濟上的因果關系，進一步使用工具變量對基準方程進行兩階段最小二乘估計(IV-2SLS)。本文使用HCS減去其本身均值的三次方的滯后1期作為人力資本結構升級的工具變量。

表6匯報了工具變量估計的相關結果。其中，第(1)列的估計結果顯示，在第一階段估計中，IV的系數在1%統計水平顯著為正，且F統計量大于經驗參考值10，說明本文構建的工具變量滿足相關性要求。第(4)～(6)列的“弱工具變量”統計檢驗顯示，本文構建的工具變量不存在“弱工具變量”問題。為了說明本文工具變量滿足外生性要求，本文使用IV直接替換內生變量HCS對區域創新能力進行回歸，第(2)列的估計結果顯示，此時IV回歸系數在1%統計水平顯著為正；在第(2)列方程的基礎上，第(3)列進一步加入內生變量HCS后的估計結果顯示，此時IV回歸系數失去統計學顯著意義，HCS回歸系數則在1%統計水平顯著為正，說明工具變量并不直接影響區域創新能力，而是通過HCS對區域創新能力產生影響，這一結果從經驗上為本文工具變量的外生性提供了證據。

表6 工具變量估計結果

表6第(4)～(6)列為第二階段估計結果，HCS的回歸系數均在1%水平下顯著為正，不同滯后期的工具變量估計結果一致表明，人力資本結構升級對區域創新能力存在正向因果效應，這為研究假說H1提供了可靠的經驗證據。在第(4)列中，工具變量估計下的HCS點估計值(0.164 6)高于基準FE的估計結果(0.119 3)，從經濟意義上看，人力資本結構升級程度每提高1個標準差，區域創新能力大約增加0.197 2個標準差。工具變量估計結果表明，前文基準回歸結果展示了人力資本結構升級的最低作用邊界，本文可能的內生性問題并未對基準結果造成“致命性”危害。

(四)因果渠道檢驗

根據前文理論分析，預期人力資本結構升級主要通過“創新產出效應”和“創新驅動效應”作用于區域創新能力。為了證實研究假說H2，設計如下因果渠道檢驗模型：

(6)

其中，CHA為渠道變量集(7)城市專利數據來源于中國研究數據服務平臺，其他數據來源于《中國城市統計年鑒》。。鑒于專利指標在反映技術創新成果產出方面的客觀性和準確性，本文以各個城市當年度的專利密度指標，即人均專利申請數來反映創新產出(Pat)。在知識經濟時代，創新驅動主要體現在以知識密集型產業為代表的高技術產業高速擴張和發展，結合中國城市統計數據資料的可得性，本文選取具備知識資本密集型特征的信息傳輸、計算機服務和軟件業這一高技術產業從業人數的對數作為識別創新驅動效應(Dri)的代理指標。

考慮到人力資本結構升級的作用可能存在的“時滯”效應，表7同時報告了渠道檢驗方程當期和滯后1期的工具變量估計結果。首先，由第(1)(2)列可知，在創新產出效應方面，當期和滯后1期HCS的估計系數均在1%統計水平顯著為正，說明人力資本結構升級顯著提高了城市專利密度，這意味著人力資本結構升級可以發揮“創新產出效應”來增強區域創新能力。其次，在創新驅動效應方面，第(3)(4)列顯示，當期和滯后1期HCS估計系數分別在5%、1%水平下顯著為正，表明人力資本結構升級能夠有效推動高技術產業規模發展，進而通過發揮“創新驅動效應”增強區域創新能力。綜上所述，人力資本結構升級可以通過“創新產出效應”和“創新驅動效應”等渠道發揮對區域創新能力的提升作用，這為研究假說H2提供了經驗證據。

表7 因果渠道檢驗結果

(五)異質性分析

1.地理區域的異質性檢驗

中國在地理區域上存在非平衡發展的典型特征，尤其是率先進行改革開放的東部地區無論是人力資本結構還是創新能力與中西部地區之間都存在較大的差距[30]。那么，人力資本結構升級對區域創新能力的影響是否在地理區域上存在一定異質性呢？本文在基準回歸模型基礎上引入人力資本結構升級指標與地理區域虛擬變量(0—1)的交互項進行檢驗。Geo為地理區域虛擬變量，當個體i屬于東部區域時取值為1，屬于中西部區域取值為0。表8第(1)列報告了地理區域的異質性檢驗結果。其中，交互項系數HCS×Geo的回歸系數在1%統計水平顯著為正，說明人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果存在顯著的地理區域異質性，人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應在地理區域上存在由東部向中西部減弱的趨勢。這一證據也一定程度上暗示，人力資本結構在區域之間的不平衡分化可能會進一步拉大區域間的創新能力差距，導致區域經濟不平衡發展態勢進一步加劇。

表8 地理區域異質性檢驗結果

2.安慰劑檢驗

進一步設計一個安慰劑檢驗策略，在“反事實”框架下對人力資本結構升級作用所表現出的地理區域異質性進行確認。如果人力資本結構升級對區域創新能力的作用效果確實存在明顯的地理區域異質性，那么本文在樣本中排除東部地區城市樣本，在中西部地區隨機抽取部分樣本設計為虛擬的東部地區樣本，此時人力資本結構升級與地區虛擬變量的交互項應該沒有統計學上的意義。根據上述思路，本文在中西部地區隨機抽取6個省份(8)其中，福建、山東、浙江、江蘇、河北、廣東、海南、遼寧、天津、北京和上海為東部地區，安徽、江西、湖北、河南、湖南、吉林、黑龍江和山西為中部地區，西藏、青海、甘肅、貴州、云南、寧夏、四川、重慶、新疆、陜西、廣西和內蒙古為西部地區。② 具體包括陜西、山西、廣西、四川、甘肅和青海。作為虛構的東部區域省份，當個體i屬于虛構東部省份地區，安慰劑框架下的地理區域虛擬變量PGe取值為1，其他中西部省份所屬觀察樣本取值為0。表8第(2)列結果顯示，HCS×PGe的回歸系數不具有統計顯著性且點估計非常小(-0.018 3)，這進一步證實了可能存在的地理區域異質性。

五、制度環境的作用檢驗

根據前文的理論預測，市場化程度和對外開放水平兩類制度環境可能是人力資本結構升級影響區域創新能力的顯著邊界條件，即加快市場化改革進程和擴大對外開放水平有助于強化人力資本結構升級對區域創新能力的提升作用。為了證實上述理論判斷，深入考察制度環境可能對人力資本結構升級作用效果的影響，在基準模型基礎上進一步構建人力資本結構升級指標與上述制度環境變量的交互項(HCS×Z)模型：

(7)

其中，Z為制度環境變量集，具體包括市場化(MI)和對外開放(MO)；交互項系數β為交互項模型關注的核心系數，預期顯著為正。對式(7)中HCS變量求導，此時可以分析不同制度環境條件下，人力資本結構升級對區域創新能力影響的動態邊際效應。

表9報告了制度環境檢驗的估計結果。關于市場化的作用，在FE估計的第(1)列、當期工具變量估計(9)根據計量理論可知，IV×Z可以作為HCS×Z的有效工具變量，其中IV為HCS的有效工具變量。的第(3)列以及滯后1期模型工具變量估計的第(5)列中，HCS×MI的回歸系數均在1%的統計水平顯著為正。上述結果一致說明，隨著市場化水平提高，人力資本結構升級對區域創新能力的提升作用不斷增強。再看對外開放的作用，表9第(2)(4)(6)列分別報告了FE估計、工具變量估計以及滯后1期模型的工具變量估計結果，HCS×MO的回歸系數均顯著(1%統計水平)為正，說明對外開放顯著強化了人力資本結構升級對區域創新能力的提升作用。綜上所述，對制度環境的計量檢驗結果支持研究假說H3，這也意味著在優化人力資本結構過程中，落實創新驅動發展戰略，推動經濟高質量發展，一方面必須加快市場改革進程，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，另一方面還必須著力構建更高水平對外開放經濟新體制。

表9 制度環境的作用檢驗

根據FE模型的估計結果，本文計算了在不同制度環境條件下人力資本結構升級對區域創新能力影響的動態邊際效應。如圖1所示，隨著市場化程度提高，人力資本結構升級對區域創新能力影響的邊際效應不斷增大，當市場化程度超過1.528時，人力資本結構升級的正向邊際效應具有統計學意義(5%水平)。不同對外開放水平下人力資本結構升級的動態邊際效應如圖2所示，可以發現，隨著對外開放水平提高，人力資本結構升級的邊際效應同樣呈現上升趨勢，當對外開放水平超過-0.179時，人力資本結構升級具有顯著的正向邊際效應?？傊?，上述邊際效應分析結果表明，市場化和對外開放兩類制度環境是人力資本結構升級影響區域創新能力的顯著邊界條件，邊際分析結果符合研究假說H3。

圖1 不同市場化程度下人力資本結構升級的動態邊際效應

圖2 不同對外開放水平下人力資本結構升級的動態邊際效應

六、結論與啟示

在中國特色社會主義新時代，由傳統要素驅動轉換為人才支撐的創新驅動是實現經濟高質量發展的重要保障。本文首先在理論上闡釋了人力資本結構升級對區域創新能力的作用機理，同時從改革開放的視角將市場化改革和對外開放兩類制度環境因素納入分析框架，利用2003—2016年中國287個城市的面板數據系統估計了人力資本結構升級對區域創新能力的因果效應以及制度環境因素在其中的重要作用。研究發現：地區人力資本結構升級顯著增強了區域創新能力，“創新產出效應”和“創新驅動效應”是人力資本結構升級發揮區域創新能力提升效應的重要渠道。異質性分析表明，人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應由東部向中西部區域逐漸減弱。最后，交互項模型及其邊際效應分析表明，市場化改革和對外開放是約束人力資本結構升級影響區域創新能力的顯著制度邊界條件，提高市場化程度和擴大對外開放水平有助于強化人力資本結構升級對區域創新能力的提升效應。

基于以上研究結論，本文的政策含義在于：證實人力資本結構升級能夠顯著增強區域創新能力，可見從人力資本發展戰略上破解創新能力不強這一經濟社會發展的“阿喀琉斯之踵”，其中一個重要方向就在于推動人力資本的內部結構由低級人力資本主導逐步向高級人力資本主導升級。具體來看，在人力資本培育上必須切實貫徹黨的十九大提出的“要把教育事業擺在優先發展的位置，不斷完善各個層次教育服務事業，逐步提升勞動力受教育程度和擴大高等教育受眾群體”等重要精神，持續增強高級人力資本的有效供給能力。進一步研究發現，改革開放的制度環境因素會放大人力資本結構升級的作用，說明人力資本結構升級的作用效果受市場化程度和對外開放水平的影響。因此，在推動地區人力資本結構優化升級過程中，深化市場化改革和構建高水平對外開放經濟新體制，應該是有效增強區域創新能力的制度優先變革路徑?？偠灾?，當前中國人力資本結構還有較大的優化升級空間，將人力資本結構升級作為人力資本發展戰略的優先發展方向有助于破解當前創新驅動發展過程中面臨的人才“天花板”矛盾。