孫海波 焦翠紅 林秀梅

（吉林大學數(shù)量經濟研究中心 吉林長春 130012）

人力資本集聚對產業(yè)結構升級影響的非線性特征*
——基于PSTR模型的實證研究

孫海波 焦翠紅 林秀梅

（吉林大學數(shù)量經濟研究中心 吉林長春 130012）

本文構建面板平滑轉換模型，運用我國2003—2013年的省級面板數(shù)據(jù)，研究了人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響。結果不僅支持人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間“U”型關系的存在，還表明人力資本集聚對產業(yè)結構升級存在經濟發(fā)展水平的門限效應。當前經濟較為發(fā)達的東部省份已進入人力資本集聚對產業(yè)結構升級的正向影響階段，而中西部地區(qū)大部分省份尚未跨越經濟發(fā)展水平的臨界值，人力資本集聚并不利于這些省份產業(yè)結構改善。進一步，為克服由人力資本集聚與產業(yè)結構升級雙向因果關系帶來的內生性問題，本文構建聯(lián)立方程模型重新進行檢驗，發(fā)現(xiàn)所得結果與面板平滑轉換模型結果相一致，表明本文結論具有很好的穩(wěn)健性。

人力資本集聚 產業(yè)結構升級 非線性特征 PSTR模型

一、引言

改革開放以來，中國產業(yè)結構發(fā)生深刻變革，主要表現(xiàn)為農業(yè)增加值比重逐漸下降，工業(yè)與服務業(yè)增加值比重不斷攀升。但我國產業(yè)結構調整仍面臨嚴峻挑戰(zhàn)，集中體現(xiàn)為產業(yè)發(fā)展質量低下、發(fā)展方式粗放，以及產業(yè)結構不合理等問題。2014年，全國層面來看，第二產業(yè)增加值比重為42.7%，第三產業(yè)增加值比重為48.1%，雖然第三產業(yè)增加值比重已經超過第二產業(yè)，但與發(fā)達國家相比還存在一定差距，發(fā)達國家服務業(yè)增加值占GDP比重已超過70%；分地區(qū)層面來看，東部地區(qū)第三產業(yè)增加值比重為48.81%，中西部地區(qū)第三產業(yè)增加值比重為40.27%?？梢姡斍拔覈a業(yè)結構有待進一步優(yōu)化，區(qū)域產業(yè)結構差異明顯。造成這種現(xiàn)象的原因很多，其中不乏人力資本集聚因素。如今，中國經濟發(fā)展迅猛，教育水平大幅提高，人力資本集聚現(xiàn)象越來越明顯，發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)之間人力資本水平差距呈不斷擴大趨勢（王小魯?shù)龋?004）。為此，有必要針對人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間關系進行深入研究，這不僅可以為產業(yè)結構調整提供理論依據(jù)，而且也具有重要的現(xiàn)實意義。

近年，伴隨新經濟地理學的發(fā)展，有關人力資本集聚的研究逐漸展開并取得豐碩成果。Fujita和Thisse（2003）依托新經濟地理學和內生經濟增長理論，闡釋了人力資本集聚對經濟增長的影響。Alessandra和Philip（2009）指出，人力資本集聚在區(qū)域經濟發(fā)展中扮演重要角色。Rauch（1993）通過對美國大城市調查數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)人力資本聚集對地區(qū)勞動生產率的提升具有明顯促進作用。Glaeser和Resseger（2010）的研究也證實這一點，認為地區(qū)勞動生產率與人力資本集聚呈正相關關系。張海峰（2016）考察了人力資本集聚對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響，結果表明人力資本集聚有利于區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。此外，還有一些研究討論了人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響。Joshua和Edward（2012）研究認為，人力資本集聚與來自私人部門的創(chuàng)新溢出對產業(yè)發(fā)展具有積極影響。焦勇（2015）利用2003—2012年中國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了人力資本集聚對產業(yè)結構變遷的影響，認為人力資本集聚可以推動產業(yè)結構向中高端邁進。許慶明等（2015）將中國長三角地區(qū)人口集聚程度和產業(yè)結構狀況與日本、韓國進行對比，發(fā)現(xiàn)提升長三角地區(qū)人口集聚程度能夠加快地區(qū)產業(yè)結構升級。陶長琪和周璇（2016）研究表明，省域人力資本集聚對產業(yè)結構升級具有促進作用。

總體來看，現(xiàn)有研究都強調人力資本集聚對產業(yè)結構升級的線性影響，事實上，受制于經濟發(fā)展水平，人力資本集聚對產業(yè)結構升級并非簡單地表現(xiàn)為線性的正向或者負向作用，兩者之間可能存在非線性特征，然而當前文獻對此并未涉及。于是，本文從以下三個方面對已有文獻做出有益的補充：第一，不同于已有研究中所采用的線性回歸技術，本文利用面板平滑遷移（PSTR）模型對人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間的非線性特征進行識別，PSTR模型不僅能夠較為細致地刻畫模型回歸系數(shù)在截面上的異質性，而且模型回歸系數(shù)還可以實現(xiàn)在不同區(qū)制間平滑轉換，能夠很好地捕捉變量之間的非線性特征。第二，考慮到人力資本集聚與產業(yè)結構升級存在雙向因果關系可能帶來內生性問題，本文設定有效的聯(lián)立方程模型以克服內生性問題帶來的影響，增強研究結論的可信度。第三，鑒于我國地區(qū)經濟發(fā)展不平衡，進一步探討了人力資本集聚對產業(yè)結構升級影響的區(qū)域差異，以期更加深入地把握區(qū)域產業(yè)結構調整的政策取向。

二、理論分析與研究假說

人力資本集聚不僅可以降低知識傳播成本，而且在一定程度上有利于企業(yè)技術水平的提升，進而改善地區(qū)產業(yè)結構（Glaeser，1999）。人力資本集聚程度高的地區(qū)，高學歷人口密度大，方便知識共享產生新思想，充分滿足該地區(qū)產業(yè)結構調整對專業(yè)人才的需求。同時，Vollrath（2009）研究發(fā)現(xiàn)，人力資本錯配嚴重影響全要素生產率的提升。對于人力資本離散區(qū)而言，人才流失嚴重，無法滿足產業(yè)結構優(yōu)化對高水平人力資本的需求，也就導致人力資本離散區(qū)企業(yè)創(chuàng)新動力不足，產業(yè)結構調整乏力，成為制約產業(yè)結構升級的主要因素之一（王金營，2013）。以上分析表明，人力資本集聚對產業(yè)結構升級可能同時存在正效應和負效應的雙重影響。為清晰展示二者關系，我們利用我國2003—2013年分地區(qū)人力資本集聚程度與產業(yè)結構水平數(shù)據(jù)繪制出散點圖（圖1）。據(jù)此，我們提出假說1：

假說1：人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間呈U型關系。

圖1 人力資本集聚程度與產業(yè)結構水平的散點圖

隨著經濟發(fā)展，大量高層次人力資本向城市集聚，尤其是一些收入水平較高的地區(qū)（李海崢等，2013）。陳得文和苗建軍（2012）采用空間過濾模型消除人力資本空間相關性影響后，發(fā)現(xiàn)經濟發(fā)展水平高的地區(qū)人力資本集聚效應最明顯。Curran和Blackburn（1994）也指出，地區(qū)經濟發(fā)展落后將導致人力資本流失。從中國現(xiàn)實經濟看，地區(qū)經濟發(fā)展水平差異明顯，例如，2014年，北京、天津和上海人均GDP已超過9.5萬元（當年價），而甘肅、貴州和云南仍不足3萬元，如此大的地區(qū)差異必然會對人力資本流動產生影響，進而影響人力資本集聚效應的發(fā)揮。Barro等（1992）的研究強調人力資本與物質資本相互匹配的重要性，只有二者匹配協(xié)調才能對產業(yè)結構升級產生積極的影響。若一個地區(qū)經濟發(fā)展落后，缺少生產所需的先進機器、必要設備等重要的物質資本，即使有大量人力資本集聚于此，也難以實現(xiàn)經濟大步前進，那么合理的產業(yè)結構也就無從談起（魏下海和張建武，1999）。可以看出，人力資本集聚效應的發(fā)揮會受到地區(qū)經濟發(fā)展水平的約束，在經濟發(fā)展較好的地區(qū)，人力資本集聚表現(xiàn)出明顯的比較優(yōu)勢。而經濟發(fā)展落后的地區(qū)，人力資本擁有量基礎薄弱導致產業(yè)技術水平難以短期內提升。因此，我們提出假說2：

假說2：人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響存在經濟發(fā)展水平門限效應。

三、研究方法

對于檢驗變量之間非線性關系是否依賴于某一個變量（門限變量），最原始的方法是人為主觀地確定門限值，然后根據(jù)門限值將樣本分為兩組或者多組，最后對每組樣本進行參數(shù)估計?？墒沁@種做法不僅在門限值選取上具有很大的隨機性，而且也沒有對門限值進行參數(shù)估計和顯著性檢驗，存在著嚴重缺陷，得到的估計結果也不具有穩(wěn)健性。Hansen（1999）借助嚴格的統(tǒng)計推斷方法對門限值進行假設檢驗與參數(shù)估計，提出面板門限回歸（PTR）模型，很好地克服了上述方法存在的缺陷。單門限模型形式可簡潔地表示為：

其中，I(·)代表指示性函數(shù)，當括號內條件表達式成立，取值為1，反之取值為0。如果存在多個門限值，可在上式基礎上進行擴展。然而，大多經濟環(huán)境下兩種區(qū)制之間的轉換是一個漸進的變化過程，Hansen（1999）提出的門限回歸模型，在門限值兩側轉換是跳躍式的，無法實現(xiàn)平滑轉換。González等（2005）通過放松面板門限回歸模型中的一些限制條件，并引入一個連續(xù)變化的轉換函數(shù)，提出PSTR模型，從而實現(xiàn)模型在高、低兩種區(qū)制之間平滑變換，避免PTR模型中的突變現(xiàn)象，使面板門限回歸模型更加一般化。

（一）PSTR模型介紹

本文主要介紹兩區(qū)制PSTR模型，具體形式如下：

其中，i=1,2…,N代表樣本個數(shù)，t=1,2…,T代表時間；yit與xit分別表示被解釋變量與解釋變量的向量；αi表示個體效應；εit代表零均值同方差的隨機干擾項；β0和β1表示解釋變量系數(shù)；g（qit;γ,c）是以可觀測變量qit為轉換變量的連續(xù)有界函數(shù)。

已有研究多將g（qit;γ,c）設定為Logistic函數(shù)，具體表達式如下：

其中，c=（c1,c2,…,cm）表示位置參數(shù)，且c1≤c2≤…≤cm；m代表位置參數(shù)的維度；γ＞0表示平滑參數(shù)，其值的大小直接影響到g（qit;γ,c）平滑轉換速度。González等（2005）以及Colletaz和Hurlin（2006）的研究表明一般m取1或2足以滿足解決問題的需要。為了更加清晰地觀察轉換函數(shù)的變換過程，我們分別模擬平滑參數(shù)γ取0.1、0.5、1和5四種不同值時，g（qit;γ,c）的圖像。其中，位置參數(shù)只進行簡便取值，m=1所對應的c=0，m=2所對應的c1=-1，c2=1，具體模擬結果如圖2和圖3所示。

圖2 m=1;c=0

圖3 m=2;c1=-1，c2=1

從模擬結果中可以看出，當γ取值較小時，g（qit;γ,c）可以實現(xiàn)平滑轉換；當γ取值過大時，g（qit;γ,c）轉換速度較快，在轉換點附近圖像變得更加陡峭。據(jù)Logistic函數(shù)的性質可知g（qit;γ,c）的取值范圍在0到1之間，在轉換函數(shù)的兩個端點解釋變量的回歸系數(shù)分別為β1和β1+β2。接下來，我們分析m不同取值時，PSTR模型的詳細情況：

1、m=1，表明位置參數(shù)只有一個維度。

2、m=2，表明位置參數(shù)有兩個維度。

（二）PSTR模型的線性與非線性殘余檢驗

線性檢驗是對原假設H0:γ=0的檢驗。為有效彌補相關參數(shù)未識別對模型估計結果產生的影響，將g（qit;γ,c）在γ=0處利用一階泰勒展開進行處理，構造輔助回歸方程。針對檢驗原假設是否成立，González等構造了相關統(tǒng)計量進行檢驗，具體如下：

其中，SSR0與SSR1分別表示原假設下殘差平方和與備擇假設下殘差平方和。2006年Colletaz和Hurlin又提出pseudo-LTR統(tǒng)計量，豐富了模型檢驗方法，具體形式為：

如果拒絕線性原假設，則說明模型存在非線性轉換機制，即r≥1。進而，需要繼續(xù)檢驗非線性部分的個數(shù)，直至接受原假設，獲得最終的r值。

四、變量說明與模型構建

（一）變量說明

1、被解釋變量：產業(yè)結構水平

產業(yè)結構升級不僅意味整體產業(yè)效率的提升，生產要素逐漸從低生產率部門向高生產率部門轉移，也暗含產業(yè)內部技術結構的升級，由勞動密集型產業(yè)向技術密集型產業(yè)轉變，從而實現(xiàn)經濟效率不斷提升。伴隨我國產業(yè)結構調整，經濟服務化趨勢日益突顯，服務業(yè)將成為中國產業(yè)結構升級的主要走向（羅富政和羅能生，2016）。為此，本文參考閆文娟等（2012）的做法，采用第三產業(yè)產值占國內生產總值比重來衡量產業(yè)結構水平。

2、核心釋變量：人力資本集聚

本文參考陳得文和苗建軍（2012）的測算方法，采用大專及其以上受教育程度的人口數(shù)來衡量人力資本水平，并借助區(qū)位熵來考察我國不同地區(qū)的人力資本集聚程度。

式中，HAi表示i地區(qū)人力資本集聚程度；HCi表示i地區(qū)人力資本水平；THC表示全國人力資本總水平；Pi表示i地區(qū)人口數(shù)；P表示全國總人口數(shù)。HAi數(shù)值越大，說明該地區(qū)的人力資本集聚程度越高。考慮到2008年金融危機可能對地區(qū)間勞動力流動產生一定影響，導致人力資本分布格局發(fā)生改變，為了清晰地展示這種變化，本文分別給出2003—2008和2009—2013兩個時間段內人力資本集聚程度核密度分布圖（圖4和圖5）。

圖4 2003—2008年HA核密度分布圖

圖5 2009—2013年HA核密度分布圖

圖4可以看出，2003年地區(qū)人力資本集聚程度核密度分布圖峰幅窄、峰值高，并且呈現(xiàn)出不對稱的雙峰特征。其原因可能是受到1999年我國普通高校本?？圃盒U招政策的影響，2003年本?？飘厴I(yè)人數(shù)增多，對地區(qū)人力資本集聚產生一定沖擊，從而出現(xiàn)雙峰特征。到2005年以后，峰值有所回落，且寬峰特征顯著。此外，核密度分布圖呈現(xiàn)出明顯的拖尾現(xiàn)象。說明這一時期內，地區(qū)人力資本集聚程度差異明顯，有極化的發(fā)展趨勢。圖5顯示，2009年到2013年，單峰特征明顯、峰值逐漸回升并且峰寬收窄。其原因可能是，受到金融危機的沖擊，東部地區(qū)就業(yè)壓力加大，而中西部地區(qū)的就業(yè)潛力相對凸顯，導致部分勞動力從東部地區(qū)回流到中西部地區(qū)，使得人力資本分布不均衡問題有所緩解。

3、轉換變量：經濟發(fā)展水平

經濟發(fā)展水平采用各地區(qū)人均GDP衡量，并利用各地區(qū)人均GDP指數(shù)進行平減，換算成2003年為基期的人均GDP。

4、其他控制變量：基礎設施，參考汪偉等（2015）的方法，用各地區(qū)每平方公里的公路里程來表示；城市化水平，用各地區(qū)城鎮(zhèn)人口數(shù)比年末總人口數(shù)衡量；對外開放程度，用各地區(qū)進出口貿易總額與GDP比值表示，其中進出口貿易總額利用各年人民幣匯率（年平均價）進行調整；投資率,參照魏下海和張建武（2010）的做法，用資本形成總額占GDP比重來表示。政府財政支出，沿用陳得文和苗建軍（2012）的方法，用政府財政支出與GDP之比來測度。出生率，采用一年內一地區(qū)平均每千人所出生的人數(shù)的比率表示。

以上數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》以及各省統(tǒng)計年鑒。由于西藏部分數(shù)據(jù)缺失，故不將其納入樣本范圍，本文選取2003—2013年30個省市（區(qū)）面板數(shù)據(jù)作為研究對象，并對變量進行對數(shù)化處理。

（二）模型構建

為捕捉人力資本集聚程度對產業(yè)結構升級的非線性影響，在上文分析基礎上，我們構建如下計量模型：

其中，STRit代表產業(yè)結構水平，HAit代表人力資本集聚程度，Xit代表一系列控制變量，qit代表轉換變量。隨著轉換函數(shù)g（qit;γ,c）在0到1之間變化，模型（8）實現(xiàn)了從低區(qū)制到高區(qū)制的平滑轉換。進一步，可以推導出人力資本集聚程度對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)：

式（9）可以看出，當β21＜0時，（β11+β21）＜eit＜β11，表明伴隨模型從低區(qū)制向高區(qū)制轉變，人力資本集聚程度對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)降低；當β21＞0時，β11＜eit＜（β11+β21），意味著模型從低區(qū)制向高區(qū)制轉變，人力資本集聚程度對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)增加?？梢?，eit的實際值是β11與加權變換后β21的加總。

五、實證結果與分析

（一）模型檢驗

避免出現(xiàn)虛假回歸，我們對所有變量進行LLC檢驗，結果顯示全部變量都拒絕存在單位根的原假設。為此，可以直接利用這些變量進行回歸分析。在對PSTR模型進行參數(shù)估計之前，需要計算LM、LMF和LRT統(tǒng)計量對模型進行線性與非線性殘余檢驗。本文PSTR模型的相關檢驗與估計結果均通過Matlab2010b軟件實現(xiàn)。表1給出以經濟發(fā)展水平作為轉換變量時，不同位置參數(shù)維度下的PSTR模型線性與非線性殘余檢驗結果。

表1 線性與非線性殘余檢驗結果

從表1的結果可以看出，在m=1與m=2兩種情況下，LM、LMF和LRT統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上，拒絕原假設H0：r=0。表明本文所選用的面板數(shù)據(jù)具有明顯的異質性，也就是說人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響具有非線性特征，驗證了本文計量模型設定的合理性。進一步，對PSTR模型非線性殘余檢驗，結果顯示，m=1與m=2時都不能拒絕原假設H0：r=1。說明PSTR模型只含有一個非線性轉換函數(shù)，即r=1。在接受模型只含有一個轉換函數(shù)后，需要確定位置參數(shù)的維度。我們采用AIC和BIC準則來確定最佳m取值。當m=1時，兩個轉換變量所對應的AIC值和BIC值均小于m=2時的值。據(jù)此，可以得出模型最佳轉換函數(shù)個數(shù)和位置參數(shù)維度組合為r=1，m=1。表2給出PSTR模型具體的參數(shù)估計結果。

表2 PSTR模型估計結果

表2結果顯示，位置參數(shù)的估計值為10.399，對應的人均GDP為3.283萬元（2003年價格），在位置參數(shù)兩側人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響存在顯著差異。當人均GDP低于3.283萬元，人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)為-0.065，并通過顯著性檢驗，說明在經濟發(fā)展水平較低時，人力資本集聚對產業(yè)結構升級表現(xiàn)出負效應；當人均GDP達到門限值時，人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)變?yōu)?.089（-0.065+0.309×0.5）；當人均GDP高于3.283萬元，人力資本集聚對產業(yè)結構升級的正效應逐漸顯現(xiàn)，影響系數(shù)最終穩(wěn)定在0.244（-0.065+0.309）。具體而言，經濟發(fā)達地區(qū)收入水平相對較高，工作環(huán)境和基礎設施等條件優(yōu)越，誘使人力資本向這些地區(qū)集聚，有助于經濟發(fā)達地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化調整（焦勇，2015）。而落后地區(qū)人才流失嚴重，人力資本配置不合理，無法滿足產業(yè)升級對專業(yè)化勞動力的需求，嚴重阻礙產業(yè)結構轉型與經濟發(fā)展（李天健和侯景新，2015）。在雙重因素的作用下，人力資本集聚勢必會對產業(yè)結構升級產生非線性影響。此外，結合表2中平滑參數(shù)估計結果與圖6的轉換函數(shù)圖形可以看出，轉換函數(shù)漸進式變化，說明人力資本集聚對產業(yè)結構升級的影響系數(shù)實現(xiàn)了在不同區(qū)制間平滑轉換。圖7給出人力資本集聚程度對產業(yè)結構升級影響系數(shù)與經濟發(fā)展水平的散點圖。從中可以看出，伴隨轉換變量的增大，eit由負值逐漸轉變?yōu)檎?。當eit＜0，說明人力資本集聚對產業(yè)結構升級具有抑制作用，但隨經濟不斷發(fā)展這種抑制作用趨弱；當eit＞0，說明人力資本聚集對產業(yè)結構升級具有促進作用，并且隨經濟發(fā)展水平提高不斷增強。綜合以上分析可以看出，產業(yè)結構水平隨著人力資本集聚程度加大呈先降低后升高的走勢，表現(xiàn)出明顯的“U”型特征，并且這種“U”型反轉受經濟發(fā)展水平的影響。

圖6 轉換函數(shù)圖

圖7 eit與轉換變量散點圖

從模型控制變量估計結果來看，當經濟發(fā)展水平在門限值以內時，基礎設施估計系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上通過檢驗，說明通過基礎設施建設可以有效地推進產業(yè)結構升級；當經濟發(fā)展水平越過門限值后，基礎設施的估計系數(shù)顯著為負，表明在經濟發(fā)展達到一定水平后，基礎設施建設的促進效應逐漸消失，繼續(xù)加強基礎設施建設對產業(yè)結構改善將沒有任何幫助。城市化水平與對外開放程度的估計結果相同，線性部分未能通過顯著性檢驗，而非線性部分估計系數(shù)顯著為正，表明只有在經濟發(fā)達的情況下，城市化建設與對外開放對產業(yè)結構升級的促進作用才能突顯。當模型處于低區(qū)制時，投資率、政府財政支出和出生率對產業(yè)結構升級具有明顯的抑制作用，而模型進入高區(qū)制后，抑制作用轉變?yōu)榇龠M作用?？赡艿脑蚴俏镔|資本投資和政府財政支出的促進作用具有時滯性，初期的大量物質資本投資與政府支出并不會產生明顯效果，隨時間推移逐漸表現(xiàn)出促進作用。出生率表現(xiàn)顯著為負的原因可能是人口紅利時期過高的出生率對經濟發(fā)展造成一定壓力，但近年我國人口紅利逐漸消失，老齡化現(xiàn)象嚴重，而新生人口在一定程度上可以緩解老齡化，起到改善勞動力年齡結構的作用，所以出生率與產業(yè)結構升級又表現(xiàn)出正相關。

（二）穩(wěn)健性檢驗

以上本文利用PSTR模型驗證了我國人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間具有非線性特征。不過人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間存在雙向因果關系，即人力資本集聚有利于地區(qū)創(chuàng)新能力的提升，對地區(qū)產業(yè)結構升級具有促進作用，同時，產業(yè)層次水平較高的地區(qū)在吸引人力資本方面又表現(xiàn)出明顯的優(yōu)勢。這種雙向因果關系容易引發(fā)內生性問題，從而影響估計結果的準確性。為此，我們構建產業(yè)結構與人力資本集聚的聯(lián)立方程模型以解決內生性問題。

1、產業(yè)結構方程

在產業(yè)結構方程中，被解釋變量仍是產業(yè)結構水平，核心解釋變量為人力資本集聚程度，控制變量為基礎設施、城市化水平、對外開放程度、投資率、政府財政支出、出生率，各變量的度量與前文相同。為檢驗人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間的非線性關系受經濟發(fā)展水平的制約，本文引入四個二元虛擬變量D1、D2、D3、D4，這四個虛擬變量是根據(jù)經濟發(fā)展水平來設定的。具體而言，將經濟發(fā)展水平按照由低到高排序的四分位數(shù)為臨界點，當經濟發(fā)展水平處于最小值到上四分位數(shù)的范圍時，D1取值為1，否則取值為0。D2、D3、D4依此類推。據(jù)此，HA×D1表示低經濟發(fā)展水平的處理組，HA×D2和HA×D3分別對應中低和中高經濟發(fā)展水平的處理組，HA×D4表示高經濟發(fā)展水平的處理組，根據(jù)HA×D1、HA×D2、HA×D3和HA×D4的估計系數(shù)來判斷人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間是否存在非線性關系。

2、人力資本集聚方程

在人力資本集聚方程中，主要從以下幾四個方面選取影響人力資本集聚的變量。第一、經濟活力程度，本文使用產業(yè)結構水平衡量經濟活力程度，并將其作為核心解釋變量，如果一個地區(qū)擁有較高級的產業(yè)結構，那么該地區(qū)的經濟更具活力，自然會吸引大量人力資本；第二、社會發(fā)展水平，一方面，收入水平無疑是影響人力資本集聚的重要因素之一，本文用各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人全年家庭收入來源中的工薪收入衡量收入水平，另一方面，從工作穩(wěn)定性的角度考慮，城市就業(yè)形勢也會影響到人們是否在該城市工作，用各地區(qū)年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來反映；第三、環(huán)境因素，如今環(huán)境問題日益嚴峻，人們在選擇工作和居住城市時也開始考慮環(huán)境問題，為此，我們將環(huán)境因素作為一個控制變量引入到模型中，本文以工業(yè)廢氣排放總量來衡量地區(qū)環(huán)境狀況；第四，科教資源，通過科教投入也可以反映出一個地區(qū)對人才的重視程度，分別以R&D經費內部支出占GDP比重和教育支出占GDP比重衡量。相關數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國教育統(tǒng)計年鑒》。

結合產業(yè)結構方程和人力資本集聚方程，得到一個聯(lián)立方程模型。此外，我們還控制了年份效應和地區(qū)效應，具體形式為：

式（10）中，Yr代表年份效應，Provn代表地區(qū)效應，X和Y分別表示除核心解釋變量之外的其他控制變量，ε1和ε2表示隨機干擾項，其他變量含義同前文。

選擇合適的估計方法對聯(lián)立方程模型進行參數(shù)估計也是需要考慮的問題，由于人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間存在相互影響，所以使用普通最小二乘法（OLS）或者廣義最小二乘法（GLS）對聯(lián)立方程中的每個方程進行估計并不是最有效的。而三階段最小二乘法（3SLS）通過將似不相關回歸和兩階段最小二乘法相結合，能夠同時處理系統(tǒng)中各方程的內生性問題和誤差項之間的相關性問題，得到的估計結果更為有效。據(jù)此，本文選用3SLS對聯(lián)立方程（10）進行估計，具體估計結果如表3所示。

為了進行對比，表3中給出未控制地區(qū)效應和時間效應的估計結果。可以看出，無論是產業(yè)結構方程還是人力資本集聚方程，在控制地區(qū)效應和時間效應之后R2均增大，說明模型的解釋能力有所提高。因此，本文重點關注控制地區(qū)效應和時間效應的估計結果。從表3中1b的結果可以看出，人力資本集聚*D1項的估計系數(shù)為-0.145，并且在1%的顯著性水平上通過檢驗，表明當經濟發(fā)展處于較低水平時，人力資本集聚未能促進產業(yè)結構升級，反而表現(xiàn)為抑制作用；人力資本集聚*D2項與人力資本集聚*D3項的估計系數(shù)分別為-0.006和0.072，二者均未能通過顯著性檢驗，可能是因為經濟發(fā)展處于中等水平時，人力資本流入和流出相對頻繁，導致其對產業(yè)結構升級的總體作用效果并不明顯；人力資本集聚*D4項的估計系數(shù)顯著為正，說明經濟發(fā)展水平達到一定程度后，人力資本會對產業(yè)結構升級起到明顯的推動作用。綜上可知，伴隨經濟發(fā)展水平由低到高，人力資本集聚對產業(yè)結構升級的作用效果由負向轉為正向，與PSTR模型估計結果相一致。

（三）區(qū)域差異分析

根據(jù)PSTR模型估計得到的門限值，我們按照2006年、2010年和2013年各地區(qū)經濟發(fā)展水平與門限值的大小關系，將樣本劃分為低區(qū)間（低于門限值）和高區(qū)間（大于等于門限值）兩個部分，具體劃分結果如表4所示。

從表4中我們可以清晰地看出，2006年，僅有北京、天津、上海和浙江四個省份位于高區(qū)間，其余省份全部位于低區(qū)間；2010年，遼寧、江蘇、福建、山東和廣東這些沿海省份進入高區(qū)間；到2013年，吉林與黑龍江兩個省份也進入高區(qū)間。由此可見，除海南省之外，東部地區(qū)其他省份均已越過經濟發(fā)展水平門限值，分布在“U”型右側的上行區(qū)，人資資本集聚可以加速這些省份產業(yè)結構優(yōu)化升級，而中西部地區(qū)大部分省份仍受經濟發(fā)展水平約束，集中在“U”型左側的下行區(qū)，致使人力資本集聚的產業(yè)結構升級效應無法發(fā)揮。

六、結論

本文利用面板平滑轉換模型，以經濟發(fā)展水平作為門限變量，檢驗了人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間是否存在非線性關系。在此基礎上，為消除人力資本集聚與產業(yè)結構升級之間雙向因果關系的影響，我們構建人力資本集聚與產業(yè)結構升級聯(lián)立方程模型重新檢驗。最后，考慮到我國地區(qū)經濟發(fā)展水平存在明顯差異，又進行區(qū)域差異分析。綜合上述分析得出如下結論：（1）人力資本集聚與產業(yè)結構升級表現(xiàn)出明顯的“U”特征，并且二者之間存在連續(xù)平滑轉換機制。（2）聯(lián)立方程模型估計結果顯示，當?shù)貐^(qū)經濟發(fā)展水平相對較低時，人力資本集聚并不利于本地區(qū)產業(yè)結構升級；當?shù)貐^(qū)經濟發(fā)展進入高水平階段后，人力資本集聚對地區(qū)產業(yè)結構升級表現(xiàn)出明顯地推動作用。與面板平滑轉換模型結果一致，保證了本文結論的穩(wěn)健性。（3）從地區(qū)差異分析來看，目前人力資本集聚對經濟較為發(fā)達的東部地區(qū)產業(yè)結構和經濟發(fā)展具有促進作用。但中西部大部分省份仍處于“U”型左側的下行區(qū)，受經濟發(fā)展水平限制，人力資本集聚并不利于這些地區(qū)產業(yè)結構升級。

基于實證研究結論，我們認為通過人力資本集聚促進地區(qū)產業(yè)結構升級的一個行之有效途徑就是加快經濟發(fā)展步伐，提高人均收入水平。對于東部地區(qū)而言，充分釋放人力資本集聚紅利，助推產業(yè)結構向高級化發(fā)展。同時，東部地區(qū)繼續(xù)發(fā)揮沿海城市和經濟特區(qū)的先導作用，帶動其他地區(qū)產業(yè)結構轉型。中西部地區(qū)經濟發(fā)展長期滯后，嚴重阻礙地區(qū)產業(yè)結構升級。為此，中西部地區(qū)要利用自身資源優(yōu)勢，合理完善現(xiàn)有生產力布局，確定重點發(fā)展產業(yè)和戰(zhàn)略產業(yè)，通過產業(yè)轉移對接，引進與自身資源稟賦關聯(lián)度大、產業(yè)鏈長的投資項目，盡快跨越經濟發(fā)展水平門檻。此外，還要完善基礎設施建設，提升城市服務功能，尤其在人才引進方面，要完善人才激勵和服務保障體系，營造一個良好的發(fā)展環(huán)境，為人才引進提供基本保障。與此同時，中央政府要繼續(xù)加強對中西部地區(qū)的扶持力度，給予一定的優(yōu)惠政策，引導人才向中西部地區(qū)流動。考慮到我國經濟發(fā)展區(qū)域差異之大，人力資本分布不均衡。因此，要著力解決人力資本空間分布不平等的問題。一方面，協(xié)調好省際間教育資源投入，尤其是加大中西部的一些偏遠地區(qū)基礎教育投入；另一方面，要確保各地區(qū)不同階層的社會群體擁有平等的受教育機會，促使人力資本分布結構合理化。

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（H）

*本文為國家社科基金重大項目（編號：15ZDA015）、國家自然科學基金面上項目（編號：71373101）、吉林大學研究生創(chuàng)新研究計劃（編號：2016050）、新結構經濟學專項研究基金的階段性成果。作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴意見。