人力資本投入對東三省產業結構升級的影響

2024-01-01 00:00:00解樹江金哲伊

沈陽師范大學學報(自然科學版) 2024年2期

摘要：東三省是我國傳統的工業基地。從人力資本投入的角度著手，討論引起東三省產業結構升級的因素。以2012年至2021年東三省地級市產業結構為研究對象，利用空間計量模型實證檢驗了人力資本投入對產業結構升級的影響及其空間溢出效應，以及外商直接投資的調節作用。實證結果表明，東三省地區人力資本投入對產業結構升級具有顯著的正向影響，同時這一影響具備空間溢出效應，顯示出人力資本投入增加形成了區域協同發展的效果。此外，外商直接投資顯著促進了東三省地區人力資本投入與產業結構升級的關系。

關鍵詞：人力資本投入; 產業結構升級; 外商直接投資; 東三省; 空間計量模型

中圖分類號：F061.5文獻標志碼：A

doi：10.3969/j.issn.16735862.2024.02.010

CUI Song LYU Yan CHEN Lanfeng XIE Shujiang， JIN Zheyi

（1. College of Physical Science and Technology， Shenyang Normal University， Shenyang 110034， China）

（International Technology and Finance Research Institute， Liaoning University， Shenyang 110036， China）

Abstract：As a traditional industrial base in China， the three northeastern provinces are discussed in this article from the perspective of human capital investment， discussing the factors that have caused the upgrading of the industrial structure in this region. This article uses prefecturelevel cities in the three northeastern provinces from 2012 to 2021 as the research object， and uses spatial econometric models to empirically test the impact of human capital investment on the upgrading of industrial structure and its spatial spillover effect， as well as the moderating effect of foreign direct investment. The empirical results show that human capital investment in the three northeastern provinces has a significant positive impact on the upgrading of industrial structure， and this impact has spatial spillover effects， indicating regional coordinated development resulting from increased human capital investment. In addition， foreign direct investment significantly promotes the relationship between human capital investment and industrial structure upgrading in the three northeastern provinces.

Key words：human capital investment; industrial structure upgrading; foreign direct investment; eastern three provinces; spatial econometric model

由黑龍江省、吉林省、遼寧省構成的東三省是我國重要的老工業基地，也是我國重要的資源型地區，其產業結構升級的問題一直受到學術界和政策界的關注。近年來，東三省地區的經濟增長速度明顯放緩，有些地區有時甚至出現了負增長的情況，其產業結構也面臨著諸多的困難和挑戰，如產業結構單一、低端、粗放，產業轉型升級緩慢。因此，探討影響東三省地區產業結構升級的因素和機制對推動東三省地區的經濟振興和轉型升級具有重要的現實意義。

本文以東三省地級市的產業結構為研究對象（由于數據缺失，不包含大興安嶺地區和延邊朝鮮族自治州），研究時間跨度為2013年至2021年。本文的主要創新點有以下3個方面：1）引入人力資本投入作為自變量，考察了人力資本投入對產業結構升級的影響；2）采用空間計量模型進行實證分析，考察了人力資本投入對產業結構升級的影響存在的空間溢出效應；3）引入外商直接投資作為調節變量，考察了外商直接投資對人力資本投入與產業結構升級之間關系的調節作用。

1文獻綜述

1.1人力資本投入

人力資本是指勞動者所具有的知識、技能、健康和其他能力，它可以提高勞動者的生產力和收入，也可以促進經濟的增長和發展。相應地，人力資本投入是指為提高人力資本的質量和數量而進行的各種支出，其不僅可以增加勞動者的人力資本存量，還可以提高勞動者的人力資本結構，從而提高勞動者的適應性和競爭力。

現有研究主要從社會發展因素出發分析影響人力資本投入的因素，主要包括政府政策、市場機制、社會制度、文化環境等方面。李永剛［1］認為財政支出是支撐人力資本投入的重要原因，可以促進科技創新來帶動經濟增長。張楠和孫湘淇［2］以我國30個省份為樣本，采用面板數據模型實證驗證了金融服務貿易開放對我國金融業人力資本積累的影響，以及金融業人力資本對金融業發展的作用，結果表明，金融服務貿易開放對我國金融業人力資本積累有顯著的正向影響，金融業人力資本對金融業發展有顯著的正向作用，而且這種作用具有非線性特征。在鄉村振興的時代背景下，蘇捷和洪倩倩［3］以東三省地級市為研究對象，發現職業教育投入是提高農村人力資本的有效途徑，而提高職業教育投入的效率、加強職業教育與產業發展的對接和促進農村人力資本的流動是縮小城鄉收入差距、促進鄉村經濟高質量發展的重要措施。

1.2產業結構升級

產業結構是指一個地區各類產業在國民經濟中所占的比重和地位，反映了一個國家或地區的經濟發展水平和競爭力。而產業結構升級是指產業結構發生有利于經濟增長和社會進步的變化，主要表現為第一產業向第二產業和第三產業的轉移，以及第二產業和第三產業內部的優化調整。產業結構升級可以提高產業的附加值和效率，促進經濟的轉型和創新，增強國家或地區的國際競爭力。

影響產業結構升級的因素有很多，主要可以分為內部因素和外部因素。著眼于內部因素，徐斌等［4］基于地區能源資源稟賦的視角，實證檢驗了化石能源利用效率提高對產業結構升級有顯著的正向作用；陳堂和陳光［5］從地區數字化轉型的角度，發現數字化轉型對產業結構升級有顯著的正向空間效應，即數字化轉型水平越高的地區，其產業結構升級水平越高，且對周邊地區的產業結構升級水平也有正向的溢出效應。外部因素方面，宛群超等［6］發現對外直接投資和區域創新對產業結構升級有顯著的正向影響；劉柳青和汪發元［7］從長江經濟帶的數字普惠金融發展角度出發，實證驗證了數字普惠金融和消費水平對產業結構升級存在顯著的促進作用。

1.3人力資本與產業結構的關系

現有研究往往認為人力資本投入會促進產業結構的升級，可以通過提高勞動者的技能和知識，增加第二產業和第三產業的比重，降低第一產業的比重，以及優化第二產業和第三產業內部的結構。魏濱輝等［8］認為對于返鄉創業者而言，人力資本結構高級化有利于提高縣域產業的附加值和技術含量，促進縣域產業結構的優化升級。楊雪和尹豆豆［9］通過實證檢驗的方式發現東北地區人力資本結構高級化對產業結構升級具有顯著的正向效應，且存在滯后效應。不僅如此，人力資本結構高級化是推動東北地區產業結構升級的重要途徑，也是實現新時代東北全面振興的關鍵因素。馬光菊［10］認為人力資本結構高級化是流通產業升級的內在動力，技能溢價是流通產業升級的外部激勵。因此，應該加強對流通產業人力資本的培養和引進，提高流通產業人力資本的技能水平和創新能力，提升流通產業人力資本的收入水平和社會地位，促進流通產業的轉型升級。

1.4外商直接投資與產業結構的關系

外商直接投資（foreign direct investment，FDI）是指外國投資者在一個國家或地區設立或控制企業，以獲取長期的利益和影響。FDI是一種重要的國際資本流動形式，它可以為投資國和東道國帶來多方面的效益，如增加就業、促進技術轉移、提高生產效率、擴大市場規模等。而現有實證研究發現，FDI與產業結構往往相互影響。一方面，FDI可以通過引入先進的技術、管理、品牌等方式來促進當地產業結構升級。蔣殿春和王春宇［11］發現FDI對中國制造業產業升級具有顯著的正向作用。另一方面，產業結構的升級可以增加FDI的吸引力，通過提高產業的競爭力和盈利能力，吸引更多的FDI［12］，但目前較少有實證研究直接檢驗這一觀點。

2理論分析與研究假設

2.1人力資本投入對產業結構的影響

本文認為對東三省地區而言，人力資本投入對產業結構升級的影響主要集中在以下3個方面：1）可以提高勞動生產率，促進技術進步和創新，從而增加高附加值產業的比重，實現產業結構的優化升級［13］；可以提高勞動者的知識水平和技能水平，使他們能夠更好地掌握和運用現有的技術，也能夠更容易地接受和適應新技術，從而提高勞動生產率。2）可以增強勞動者的技能和知識，提高勞動者的適應性和靈活性，從而促進勞動者的流動和配置，實現產業結構的動態調整；可以使勞動者具備更多的技能和知識，使他們能夠從事更多的工作，也能夠更快地學習和掌握新的工作，從而提高勞動者的適應性和靈活性。3）可以改善人口素質，提高居民的收入和消費水平，從而擴大內需市場，刺激高端消費和服務業的發展，實現產業結構的需求導向。

因此，本文提出以下研究假設：

H1：東三省地區人力資本投入對產業結構升級具有顯著的正向影響。

除此之外，人力資本投入既可以增加區域內的技術創新和知識產出，為區域內的產業結構升級提供技術和知識支撐［14］，還可以通過人才流動、企業合作和技術轉讓等方式，將技術和知識傳播到其他區域，為其他區域的產業結構升級提供技術和知識的幫助。這樣，就形成了區域間的技術擴散和知識溢出效應，使得區域間的技術水平和知識水平趨于一致，從而促進區域間的產業結構向高附加值、高技術含量、高效率的產業趨同，提高區域間的產業結構協調性，實現產業結構的空間升級。

因此，本文提出以下研究假設：

H2：東三省地區人力資本投入對產業結構升級的影響具有空間溢出效應。

2.2FDI的調節作用

FDI對人力資本投入對產業結構升級的影響起到的調節作用主要表現在以下2個方面：1）可以增加人力資本投入的效率，提高人力資本投入對產業結構升級的貢獻［15］，從而強化人力資本投入的正向影響；2）可以降低人力資本投入成本，減少人力資本投入對產業結構升級的阻礙，從而減弱人力資本投入的負向影響。這樣，就形成了FDI對人力資本投入的成本降低效應，使人力資本投入對產業結構升級的阻礙減小，從而減弱人力資本投入的負向影響。

因此，本文提出以下研究假設：

H3：東三省地區的FDI可以促進人力資本投入與產業結構升級之間的關系。

3研究設計

3.1樣本與數據來源

本文以東三省各地級市的產業結構為研究對象（由于數據缺失，不包含大興安嶺地區和延邊朝鮮族自治州），研究時間為2013年至2021年，構建了包含340個觀察值的平衡面板數據集。為了降低極端值對系數估計結果的影響，對所有變量進行了1%的Winsorized縮尾處理。

3.2研究變量

1）因變量：產業結構升級（upgrading industrial structure，UIS）

本文使用產業結構高級化這一變量來測度UIS的程度，其常用于衡量一個地區的產業結構是否向高附加值、高技術含量、高環境友好度的方向發展。借鑒以往研究的度量方式，將第一產業GDP占比乘以1，第二產業GDP占比乘以2，第三產業GDP占比乘以3，然后相加得到產業結構高級化指數。該指數越高，說明產業結構越高級化；反之，則說明產業結構越低級化。

2）自變量：人力資本投入（human capital investment，HCI）

HCI用于衡量一個地區對人力資本的投入水平，主要體現在科技創新和教育培訓2個方面。因此，采用財政科學事業費支出與財政教育事業費支出之和占財政支出之比作為HCI的代理變量。該比值越高，說明HCI越高；反之，則說明HCI越低。

3）調節變量：FDI

FDI用于衡量一個地區吸引外資的能力和水平。FDI不僅可以帶來資本流入，還可以帶來技術轉移、管理經驗、市場開拓等方面的效應，從而影響產業結構的升級。本文采用FDI與GDP之比作為FDI的代理變量。該比值越高，說明FDI越多；反之，則說明FDI越少。

4）控制變量

為了控制其他可能對UIS造成影響的因素，本文選擇了4個控制變量：經濟規模即國內生產總值（gross domestic product，GDP）、固定資產投資（fixed asset investment，FAI）、城市化率（urbanization rate，UR）和居民收入（resident income，RI）。GDP是一個地區的經濟總量，本文采用GDP的自然對數作為GDP的代理變量。FAI是一個地區的物質資本投入，本文采用FAI與GDP之比作為FAI的代理變量。UR是一個地區的城鎮化水平，本文采用城鎮人口占總人口的比值作為UR的代理變量。RI是一個地區的居民消費水平，本文采用城鎮居民年可支配收入的自然對數作為RI的代理變量。

綜上所述，本文所使用的研究變量見表1。

3.3研究模型

1）基準回歸模型

為了檢驗本文的基準研究假設及Hausman檢驗的結果，構建如下多元線性回歸模型：

UIS_i，t=β₀+β₁HCI_i，t+∑Controls_n，i，tθ+v_t+ε_i，t

其中：UIS_i，t表示i市t年的產業結構升級指標；HC_i，t表示i市t年的人力資本投入；Controls_n，i，t表示控制變量；β₀是常數項，β₁為自變量系數，θ是控制變量系數列向量，v_t是時間控制效應，ε_i，t是誤差項，下同。

2）空間溢出模型

為了進一步檢驗HCI對UIS的影響是否具有空間溢出效應，本文使用空間杜賓模型對其溢出效應進行檢驗，模型如下：

UIS_i，t=ρω^′_iUIS_t+β₁HCI_i，t+d^′_iHCI_tδ+∑Controls_n，i，tθ+v_t+ε_i，t

其中：ρω^′_iHISt為i市t年產業結構升級的空間滯后項；d^′_iHCI_tδ為i市t年人力資本投入的空間滯后項。

3）調節效應模型

為了檢驗FDI是否具有調節效應，本文將調節變量及其與自變量的交互項引入基準回歸模型。模型如下：

UIS_i，t=β₀+β₁HCI_i，t+β₂FDI_i，t+β₃HCI*FDI_i，t+∑Controls_n，i，tθ+v_t+ε_i，t

其中HC*FDI_i，t表示i市t年人力資本投入和外商直接投資的交互項。

4實證檢驗

4.1描述性統計

本文研究變量的描述統計結果見表2。產業結構高級化指數的均值為2.241，說明樣本地區的產業結構總體上呈現出向高級化方向發展的趨勢，但是還有較大的提升空間。HCI的均值為0.138，說明樣本地區對人力資本的投入水平還不夠高，需要加大科技創新和教育培訓的投入力度。FDI的均值為0.067，說明樣本地區的外資吸引能力還有待提高，需要進一步完善投資環境和政策支持。GDP、FAI、UR和RI的均值分別為6.892、0.357、0.550和2.039，說明樣本地區的經濟發展水平、物質資本投入水平、城鎮化水平和居民消費水平都有一定的基礎，但是也存在著較大的差異和不平衡。

4.2相關性分析

本文各研究變量的相關系數見表3，各解釋變量兩兩之間相關系數絕對值均未超過0.5，即不存在強相關關系，表明本文所選自變量和控制變量均能相對獨立地解釋因變量。因此，本文選取的研究模型不存在明顯的多重共線性問題。

4.3基準回歸分析

本文基準回歸模型的系數估計結果見表4，其中第2列為混合OLS回歸結果，第3列為隨機效應模

型的回歸結果，第4列為固定效應模型的回歸結果。基于Hausman檢驗的結果，本文基準回歸模型采用隨機效應模型進行估計來得到一致估計量。從回歸系數來看，自變量HCI的系數為0.178，且在1%的顯著性水平下顯著為正。這一結果表明，東三省各地級市的HCI越大，其產業結構高級化指標越高，即UIS越深入，從而驗證了本文研究假設H1。

4.4空間溢出效應

在進行空間溢出效應的檢驗之前，首先要使用莫蘭指數來檢驗因變量是否具有空間自相關特征。如表5所示，研究期間各年度的莫蘭指數均顯著大于0，說明各地級市之間的產業結構高級化具備顯著的空間自相關的特點。同時，如圖1所示，各樣本在莫蘭散點圖上具有“高高”或“低低”聚集，同樣說明了空間正自相關的特點。

基準模型及調節效應的空間杜賓模型的系數估計結果見表6。對于基準檢驗的空間溢出效應而言，作為對比，其中回歸結果第2列為隨機效應檢驗結果，第3列到第5列分別為空間分解效應的直接效應、間接效應和總效應的系數估計結果。首先，直接效應的系數估計結果與使用隨機效應模型估計的基準回歸模型中的自變量系數基本一致，從而一定程度上說明了本文實證結果的穩健性。其次，間接效應系數為0.068，且通過了10%的顯著性水平檢驗。這一結果說明對東三省各地級市而言，HCI不僅會推動當地UIS，還有助于鄰近城市的UIS，即HCI對UIS的影響具有空間溢出效應，從而驗證了本文的研究假設H2。

在調節效應的系數估計結果中，其中回歸結果（第6列）為隨機效應檢驗結果，第7列和第8列為空間分解效應系數估計結果。首先，對于隨機效應模型結果和直接效應結果來說，交互項系數分別為0.026和0.027，均通過了5%的顯著性水平檢驗，說明FDI顯著促進了HCI與UIS之間的關系，而從間接效應的結果來看，其系數并不顯著，說明FDI的調節作用不具有空間溢出效應，從而部分驗證了本文的研究假設H3。

5結論與建議

本文以2012年至2021年東三省各地級市的產業結構為研究對象，利用空間計量模型實證檢驗了HCI對UIS的影響及其空間溢出效應，以及FDI的調節作用。本文的主要研究結論包括以下3個方面：1）東三省地區HCI對UIS具有顯著的正向影響；2）東三省地區HCI對UIS的影響具有空間溢出效應，說明HCI不僅可以影響本地區的UIS，還可以通過區域間的經濟聯系和技術交流影響鄰近地區的UIS，從而形成區域協同發展的效果；3）FDI對于東三省地區HCI與UIS關系具有顯著的促進作用，但這一調節作用不具備空間溢出效應。

基于本文實證研究結果，東三省可以從以下2個方面進一步提升其UIS。第一，加大對科技創新和教育培訓的財政支持，提高人力資本的質量和數量，從而推動產業結構向高端方向發展，且形成區域協同效應；第二，優化FDI的結構和質量，引導FDI向高附加值、高技術含量、高環境友好度的產業領域集中，從而增強FDI對UIS的促進作用，且提高FDI的效益和可持續性。

參考文獻：

［1］李永剛.財政科技支出、人力資本投入對科技創新影響研究［J］.中國經濟問題，2023（2）：3851.

［2］張楠，孫湘淇.金融服務貿易開放對我國金融業人力資本積累的影響研究［J］.國際商務（對外經濟貿易大學學報），2019（1）：97107.

［3］蘇捷，洪倩倩.職業教育投入、農村人力資本與城鄉收入差距［J］.中國人力資源開發，2023，40 （11）：102112.

［4］徐斌，柯達，徐志勇.我國化石能源利用效率提高是否促進了產業結構升級？［J］.江西社會科學，2023，43 （3）：5263.

［5］陳堂，陳光.數字化轉型對產業結構升級的空間效應研究［J］.經濟與管理研究，2021，42（8）：3051.

［6］宛群超，袁凌，王瑤.對外直接投資、區域創新與產業結構升級［J］.華東經濟管理，2019，33（5）：3442.

［7］劉柳青，汪發元.長江經濟帶數字普惠金融、消費水平對產業結構升級的影響［J］.財會月刊，2023，44 （9）：148153.

［8］魏濱輝，羅明忠，曾春影.勞動力返鄉創業與縣域產業結構升級：理論線索與經驗證據［J］.中國農村經濟，2023（10）：2648.

［9］楊雪，尹豆豆.人力資本結構高級化對產業結構升級的動態影響［J］.長白學刊，2023（6）：108119.

［10］馬光菊.人力資本結構高級化、技能溢價與流通產業升級［J］.商業經濟研究，2023（14）：3437.

［11］蔣殿春，王春宇.外商直接投資與中國制造業產業升級［J］.南開學報（哲學社會科學版），2020（4）：3243.