蘇 妍，逯 進(jìn)

（1.中央財經(jīng)大學(xué)人力資本與勞動經(jīng)濟(jì)研究中心，北京100081；2.青島大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東青島266071）

一、引言

20世紀(jì)60年代初，Schultz首次明確界定了人力資本的概念，隨即在短時期內(nèi)引發(fā)了相關(guān)研究的迅速推進(jìn)。但60年代后期，新古典經(jīng)濟(jì)增長理論逐漸陷入沉寂，這使得很長一段時期內(nèi)人力資本理論亦未有根本突破。20世紀(jì)80年代中后期，隨著人力資本理論被有機(jī)引入到以技術(shù)創(chuàng)新為特征的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論中，由此引發(fā)了經(jīng)濟(jì)增長理論的再次繁榮。在這期間，眾多經(jīng)典研究從直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩個方面對人力資本的作用做出了全面而深入的理論與實證分析，并據(jù)此形成了完整而規(guī)范的有關(guān)人力資本的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的分析框架，從而為后續(xù)研究的拓展奠定了堅實基礎(chǔ)（Nelson&Phelps，1966[1]、Romer，1986[2]，1987[3]、Lucas，1988[4]、Aghion&Howitt，1992[5]、Benhabib&Spiegel，1994[6]）。

目前，人力資本的理論與實證研究方法仍不斷拓展，而研究的重點則更多地關(guān)注于教育對人力資本的作用、進(jìn)而對創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長的影響。Jones&Romer（2010）通過給定年度勞動力的平均受教育年限來衡量人力資本水平。其假設(shè)每年的教育收益率是6%，則勞動力的平均受教育年限每增加一年，其對美國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)達(dá)到0.6%[7]。Barro&Lee（2013）以現(xiàn)有教育水平作為解釋變量，以10年前父母受教育水平作為工具變量展開實證分析，其研究發(fā)現(xiàn)每增加一年受教育水平，可產(chǎn)生的預(yù)期產(chǎn)出收益率在5%～12%之間[8]。近期，隨著空間因素的引入，有關(guān)人力資本的研究出現(xiàn)了新的拓展。Gennaioli等（2014）認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是由地理位置和人力資本這兩項因素共同決定的，后者具有空間上顯著的作用[9]。近年來，國外學(xué)者對我國人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的研究不斷增多。Fleisher（2010）等利用中國省級面板數(shù)據(jù)研究了人力資本與地區(qū)不平等的關(guān)系，研究表明人力資本對產(chǎn)出和全要素生產(chǎn)率都具有顯著的正向促進(jìn)作用，人力資本是影響區(qū)域間差距的主要因素[10]。Hanushek（2013）認(rèn)為以受教育年限代表的人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的解釋能力是毋庸置疑的，而且發(fā)展中國家通過增加勞動力的受教育年限可以縮小與發(fā)達(dá)國家間的差距。但其同時也指出，如果發(fā)展中國家不注重提高本國的教育質(zhì)量，則難以長期改善經(jīng)濟(jì)成果[11]。上述結(jié)論對我國具有重要的指導(dǎo)意義。此外，Yao（2014）指出，我國的人均受教育年限每提高一年，能夠使個人收入增加8%～9%[12]。

改革開放后，我國以市場化為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)出現(xiàn)了前所未有的發(fā)展動力。同時，基于經(jīng)驗層面的理論與實證研究亦伴隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前行而同步展開，符合中國特色的人力資本經(jīng)濟(jì)增長理論不斷得到發(fā)展。王宇和焦建玲（2005）[13]、張一力（2005）[14]、許和連（2006）[15]的研究表明，我國人力資本存量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的協(xié)整與正相關(guān)關(guān)系。錢曉燁等（2010）利用空間模型研究表明，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的間接貢獻(xiàn)不明顯[16]。宋家樂（2011）認(rèn)為，我國人力資本水平的提高和人力資本分布的不平衡對勞動生產(chǎn)率的提高起促進(jìn)作用，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[17]。黃燕萍等（2013）通過引入分級教育拓展了Benhabib&Spiegel（1994）的理論模型，并運用我國省級面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證，結(jié)果表明，不同等級的教育水平對經(jīng)濟(jì)增長的作用方式亦存在不同[18]。劉偉等（2014）認(rèn)為政府發(fā)展教育的規(guī)模和速度應(yīng)當(dāng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段相適宜[19]。袁富華等（2015）認(rèn)為我國人力資本結(jié)構(gòu)的問題在于第二級人力資本“壅塞”，且質(zhì)量有待提高，第三級人力資本積累嚴(yán)重不足，因此我國應(yīng)積極探索高層次人力資本升級路徑[20]。

回顧既有的研究文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)至少有如下兩個方面可以擴(kuò)展：第一，現(xiàn)有研究并未對不同核算尺度下的人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出差異性比較，因此本文會以不同人力資本分類為基礎(chǔ)，對這種差異做出判斷。第二，即有研究大多只考慮了人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的線性關(guān)系解析，而未能有效揭示二者之間的非線性關(guān)系，即如果考慮經(jīng)濟(jì)周期中的波動（主要是經(jīng)濟(jì)增長率的波動），則人力資本作用于波動的經(jīng)濟(jì)增長，其作用效應(yīng)亦可能是波動的原因。因此，文章亦將嘗試判斷與描述可能存在的動態(tài)波動特征。

二、研究思路與方法

（一）研究思路

基于前期研究（逯進(jìn)，2013）[21-23]，人力資本可劃分為腦力素質(zhì)和身體素質(zhì)兩類；而人力資本綜合素質(zhì)則是二者的綜合。由此，一方面人力資本的腦力素質(zhì)與身體素質(zhì)各自對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向促動力；另一方面由二者共同形成的人力資本綜合素質(zhì)亦會進(jìn)一步作用于經(jīng)濟(jì)增長。而由于綜合素質(zhì)是前兩類素質(zhì)的綜合，則綜合素質(zhì)對經(jīng)濟(jì)增長的作用體現(xiàn)了其它兩類素質(zhì)共同作用形成的“遞進(jìn)效應(yīng)”。因此可以將經(jīng)濟(jì)增長的變遷作為中介目標(biāo)，而將觀察的著眼點置于不同人力資本之間的關(guān)系，這樣便需要先將前兩類單一素質(zhì)對于經(jīng)濟(jì)增長的作用置于第三類綜合素質(zhì)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)之中，從而對不同人力資本的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)做出判斷。

（二）方法選擇

Stone（1985）最早提出非參數(shù)可加模型[24]，該模型中m個自變量f1(Xi1),f2(Xi2),…fm( Xim)相加得出因變量Yi( i =1,2,…,n)，可表述為：

其中，βj為線性回歸系數(shù)值，f(Xij)為非線性部分的函數(shù)，α為截距項。此時，令F(x)代表等式左邊的函數(shù)形式，右邊線性部分設(shè)為g(x)，令f (x)表示非線性部分，則式（1）變化為F(x)=g(x ) +f(x)。即可加模型可通過線性與非線性兩部分的疊加得到。函數(shù)形式呈現(xiàn)為線性還是非線性與兩部分的影響力相關(guān)，哪部分作用較強(qiáng)就表現(xiàn)出相應(yīng)的趨勢。雖然綜合結(jié)果可能與經(jīng)典線性回歸一樣是線性的，但仍可以通過非線性部分的趨勢圖分析出其中的短期波動趨勢，使得分析結(jié)論更為全面。

（三）實證模型設(shè)定

為解析腦力素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長耦合度（BE）、身體素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長耦合度（PE）對綜合素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長耦合度（HE）的影響，構(gòu)建如下模型：

其中，βi是自變量的回歸系數(shù)，α是常數(shù)項，εi是殘差項。

三、指標(biāo)體系與數(shù)據(jù)來源

（一）指標(biāo)構(gòu)建與數(shù)據(jù)

1.指標(biāo)構(gòu)建

根據(jù)前期研究[25]，由創(chuàng)新能力、教育規(guī)模和文化環(huán)境三個具體指標(biāo)表征腦力素質(zhì)；生活質(zhì)量和醫(yī)療保健則用來表示身體素質(zhì)。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、增長水平、開放程度及市場化水平等四個方面衡量經(jīng)濟(jì)增長。具體指標(biāo)體系見表1。

表1 人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)體系

2.指標(biāo)權(quán)重確定

通過構(gòu)造主觀判斷矩陣、建立感覺判斷矩陣、計算客觀判斷矩陣和歸一化指標(biāo)權(quán)重等步驟得出指標(biāo)權(quán)重。需要說明的是，主觀判斷矩陣的指標(biāo)打分是經(jīng)與7名本領(lǐng)域內(nèi)具有高級職稱的專家討論后而確定。

3.數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化

對原始數(shù)據(jù)的處理公式：

其中i和j分別為原始數(shù)據(jù)所對應(yīng)的行與列。

4.核算綜合指數(shù)

通過逐級加權(quán)求和經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的數(shù)據(jù)及相應(yīng)指標(biāo)權(quán)重①創(chuàng)新能力的三級指標(biāo)按照表格1的順序，其權(quán)重分別為0.43、0.14、0.43；教育規(guī)模的權(quán)重分別為0.53、0.30、0.17；文化環(huán)境的權(quán)重分別為0.18、0.27、0.55；筆者將生活質(zhì)量和醫(yī)療保健的三級指標(biāo)視為同等重要，權(quán)重都為0.5。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的三級指標(biāo)分別為0.18、0.52、0.30；增長水平、開放程度和市場化水平的三級指標(biāo)視為同等重要，分別為0.25、0.5、0.5。由二級指標(biāo)到一級指標(biāo)以及到約束層的權(quán)重皆為同等重要，按照指標(biāo)個數(shù)進(jìn)行平分。，可得三大區(qū)域腦力素質(zhì)、身體素質(zhì)、綜合素質(zhì)及經(jīng)濟(jì)增長的綜合指數(shù)②東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南共13個省市；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南共6個省份；西部地區(qū)包括廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、內(nèi)蒙古、甘肅、青海、寧夏、新疆共12個省市區(qū)。，從而進(jìn)行下一步的運算。

5.原始數(shù)據(jù)說明

本文使用了1982～2014年全國各個省區(qū)33年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，1982年專利申請受理、技術(shù)市場成交額及普通高等學(xué)校在校生數(shù)占比等缺失數(shù)據(jù)依據(jù)1983～1987年數(shù)據(jù)線性擬合推算得到。

（二）系統(tǒng)耦合測算

有關(guān)耦合值的計算模型較多，本文經(jīng)過比對，最終選用廖重斌（1999）的模型[26]。假設(shè)各系統(tǒng)發(fā)展水平由綜合指數(shù)f(x)、g(y)分別標(biāo)識，則可得以下公式：

式中，C為協(xié)調(diào)度，k為調(diào)節(jié)系數(shù)；T為兩個系統(tǒng)的發(fā)展度；D為耦合度。限于篇幅全部計算結(jié)果不再列出，部分年度三類耦合值見表3。

觀察表2可知：全國各年度腦力素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長耦合的整體均值的增幅為81%，耦合發(fā)展趨勢逐年向好。各區(qū)域均值的基本規(guī)律與全國一致，其中東部增幅最高，西部次之，中部最低。從全國各年度身體素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長和人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的系統(tǒng)耦合的整體均值及三大區(qū)域的均值來看，其基本規(guī)律與腦力素質(zhì)同經(jīng)濟(jì)增長的耦合變動規(guī)律大體一致。從全國來看，其耦合值持續(xù)遞增，分別從0.36、0.35上升至0.58、0.59，增幅為61%和68%，整體上進(jìn)入勉強(qiáng)協(xié)調(diào)發(fā)展階段。而東部、中部、西部分別從 0.36、0.36、0.35上升至 0.65、0.60、0.50；從 0.37、0.36、0.33 上升至 0.66、0.60、0.52，增幅分別為80%、67%、43%和78%、67%%、58%，與先前結(jié)論一致。綜合來看可知，我國東部、中部、西部的耦合水平存在逐級衰退態(tài)勢。

表2 腦力素質(zhì)、身體素質(zhì)、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的系統(tǒng)耦合度

上述分析從整體上初步給出了我國各省區(qū)及三大區(qū)域人力資本與經(jīng)濟(jì)增長耦合關(guān)系的演化特征，以此為基礎(chǔ)，如下將對人力資本與經(jīng)濟(jì)增長耦合特征的原因做出進(jìn)一步解析。

四、實證分析

（一）回歸變量的設(shè)定

依據(jù)本文的研究目的，需引入兩個自變量：分別是前文核算出的腦力素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長的耦合值（BE）、身體素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長的耦合值（PE），分別稱其為自變量1、2；因變量為人力資本綜合素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長的耦合值（HE）。

（二）正態(tài)檢驗

在應(yīng)用可加模型展開回歸分析之前，首先需要對因變量的分布進(jìn)行檢驗，以明確其是否適用于半?yún)?shù)可加模型。鑒于本文的數(shù)據(jù)量≤2000，因此以Shapiro-Wilk統(tǒng)計量進(jìn)行正態(tài)性檢驗。從檢驗結(jié)果看，三大區(qū)域的數(shù)據(jù)都屬于正偏態(tài)分布，適宜使用半?yún)?shù)可加模型進(jìn)行回歸。檢驗結(jié)果見表3，變動趨勢見圖1。同時對共曲線性進(jìn)行了檢驗，即判斷是否存在類似于線性回歸中的多重共線性問題，經(jīng)過檢驗滿足不能有共曲線性的要求。

表3 三區(qū)域QQ圖檢驗結(jié)果

（三）模型擬合

本文基于SAS9.2平臺得出結(jié)果。可加模型的回歸結(jié)果分為三部分：首先得出自變量對因變量的線性影響結(jié)果；然后得出非線性影響結(jié)果及變動趨勢圖；最后得出線性與非線性結(jié)果疊加后的綜合影響。值得一提的是，綜合影響結(jié)果是線性還是非線性，取決于自變量對因變量的線性或非線性作用力的強(qiáng)弱。

1.線性特征分析

表4 自變量1、2對因變量的線性影響

圖1 三大區(qū)域人力資本與經(jīng)濟(jì)增長耦合值的QQ圖

依據(jù)式（4），以省域數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分別對東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行估計，線性結(jié)果見表4。

首先，總體來看，三大區(qū)域自變量2對因變量的影響強(qiáng)度更為顯著?？紤]到人力資本的綜合指數(shù)是腦力素質(zhì)和身體素質(zhì)的等比重加總，因此上述結(jié)果在一定程度上表明足量勞動力對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用仍大于高素質(zhì)人才對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用，這與我國長期依賴“人口紅利”而展現(xiàn)的粗放式增長模式是吻合的。其次，比較而言，腦力素質(zhì)與身體素質(zhì)對人力資本的作用大小排序都表現(xiàn)出東部最高，中部次之，最后是西部。這與實際經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況亦相符?？傮w而言，人力資本作為推動經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，在我國發(fā)揮作用的主要載體仍是海量勞動力堆砌的規(guī)模效應(yīng)，作為知識創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步載體的高素質(zhì)勞動力對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用尚有限。

進(jìn)一步觀察線性結(jié)果可知，東部作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高梯度地區(qū)，是高素質(zhì)人才的集聚地和國內(nèi)人口凈遷移的主要目標(biāo)地，其勞動力質(zhì)量與數(shù)量對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用明顯優(yōu)于中部和西部地區(qū)。而中部地區(qū)作為中間緩沖地帶，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展實力低于東部區(qū)域但高于西部區(qū)域，其對各類人才的吸引力次于東部。今后隨著東部“率先發(fā)展”、“一帶一路”兩大戰(zhàn)略的深入實施，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型對中部地區(qū)的輻射帶動作用將持續(xù)增強(qiáng)，同時為有效防止“中部塌陷”，中部將成為今后我國重點建設(shè)的區(qū)域，特別是在“長江經(jīng)濟(jì)帶”、“黃河經(jīng)濟(jì)帶”兩大戰(zhàn)略促進(jìn)下，其對高水平人力資本的吸引力將會有所加強(qiáng)，這將有助于提升本區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。西部地區(qū)在地理區(qū)域、經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境方面的劣勢明顯，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對滯后，但隨著國家“西部二次大開發(fā)”、“一帶一路”、“沿黃經(jīng)濟(jì)帶”、“長江經(jīng)濟(jì)帶”幾大戰(zhàn)略的實施，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展亦將會有進(jìn)一步快速提升，而在這一過程中，其對人力資本的吸引力亦將持續(xù)增強(qiáng)。總體看，未來三大區(qū)域人力資本的作用將進(jìn)一步增強(qiáng)。不過可以預(yù)見，三大區(qū)域以人力資本帶動的經(jīng)濟(jì)增長不太可能出現(xiàn)齊頭并進(jìn)的態(tài)勢，而以比較優(yōu)勢為引領(lǐng)的發(fā)展模式將繼續(xù)發(fā)揮重要作用，從而會形成三大區(qū)域人力資本作用力的梯度差。

表5 自變量1、2對因變量的非線性影響

2.非線性分析

三大區(qū)域非線性擬合的估計結(jié)果見表5，變動趨勢見圖2～圖4。

圖2 東部自變量1、2對因變量的非線性影響趨勢圖

圖3 中部自變量1、2對因變量的非線性影響趨勢圖

圖4 西部自變量1、2對因變量的非線性影響趨勢圖

表5是非線性部分的卡方檢驗結(jié)果，圖2～圖4分別列示了各區(qū)域自變量對因變量的非線性影響趨勢。結(jié)合表5可知，首先，東、中、西三區(qū)域自變量1對因變量的影響皆顯著通過了卡方檢驗；同時，東、中部地區(qū)自變量1對因變量的影響皆有先下降再上升然后再下降的影響，呈倒置的被拉伸的“S”型；而西部地區(qū)先上升后下降、呈“倒U”型。從三大區(qū)域總體看，影響趨勢都在下降。其次，自變量2對因變量的影響出現(xiàn)較大差異，除東部地區(qū)外，其他兩區(qū)域皆未通過檢驗。東部地區(qū)自變量2對因變量產(chǎn)生了一個先上升后下降然后再上升的影響。綜合看，上述趨勢表明，如果考慮動態(tài)變化的波動效應(yīng)，則三大區(qū)域綜合人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響，主要源于腦力素質(zhì)對經(jīng)濟(jì)增長影響的波動，且這一影響正呈現(xiàn)出下降趨勢。這一結(jié)果與線性估計結(jié)果有很強(qiáng)的相似之處。

3.綜合影響效應(yīng)分析

綜合效應(yīng)的具體結(jié)果見圖5～圖7。其中，橫軸表示自變量的取值，縱軸f（·）為線性與非線性結(jié)果疊加后的函數(shù)估計值。圖5～圖7中的左、右小圖分別為各區(qū)域自變量1、2對因變量的線性與非線性影響疊加后的結(jié)果，從中可以看出人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的總體影響趨勢。

圖5 東部地區(qū)人力資本的綜合影響

圖6 中部地區(qū)人力資本的綜合影響

圖7 西部地區(qū)人力資本的綜合影響

首先，從東部地區(qū)看，由圖5可知，自變量1、2對因變量仍是顯著的線性影響，從動態(tài)變動趨勢看，無論是腦力素質(zhì)還是身體素質(zhì)，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長仍呈現(xiàn)較為顯著的線性影響，這意味著，非線性影響的作用要遠(yuǎn)低于線性影響。其次，從中部地區(qū)看，雖然其自變量1對因變量的非線性影響顯著、自變量2對因變量的非線性影響不顯著。但整體上看，與東部區(qū)域相似，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響也主要以線性為主導(dǎo)。此外，從西部區(qū)域看，與其它兩區(qū)域不同的是，自變量1對因變量的綜合影響呈現(xiàn)出明顯的非線性影響趨勢，但自變量2呈線性趨勢。這表明，西部地區(qū)腦力素質(zhì)呈現(xiàn)出較強(qiáng)的波動影響。從三大區(qū)域的總體情況看，長期內(nèi)，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長將呈現(xiàn)持續(xù)的線性影響，但短期波動也將持續(xù)存在，但其不會改變長期影響趨勢。

五、結(jié)語

本文構(gòu)建了綜合指標(biāo)體系，應(yīng)用層次分析法和耦合模型核算了人力資本腦力素質(zhì)、身體素質(zhì)以及綜合素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長的耦合協(xié)調(diào)程度。爾后采用半?yún)?shù)可加模型分別估算了前兩者對后者的線性、非線性及綜合影響，從而在系統(tǒng)耦合的非線性視角下全面解析了人力資本的經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制。所得主要結(jié)論為：

第一，從我國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的東部地區(qū)看，不論是自變量1或自變量2，其與經(jīng)濟(jì)增長的耦合效應(yīng)都遠(yuǎn)高于中、西部地區(qū)，實證的線性分析部分的參數(shù)值亦直觀的證明了這一點。而由非線性趨勢圖可知：自變量1對因變量的拉動作用呈下降趨勢，自變量2對因變量的促進(jìn)作用呈上升趨勢，這可能與未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展走勢相背離。而轉(zhuǎn)變這一態(tài)勢的核心恰是目前“頂層設(shè)計”層面所倡導(dǎo)的以技術(shù)創(chuàng)新和人力資本實現(xiàn)轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)的主旨。因此，今后東部地區(qū)以現(xiàn)有發(fā)展基礎(chǔ)為依托，充分發(fā)揮高素質(zhì)人才集聚核心區(qū)的優(yōu)勢，盡快實現(xiàn)以高精尖人才帶動技術(shù)創(chuàng)新與轉(zhuǎn)化的“率先發(fā)展”。

第二，與東部區(qū)域類似，中部地區(qū)兩自變量對因變量的作用機(jī)制亦呈現(xiàn)不同的變動機(jī)制。中部地區(qū)作為承接?xùn)|部轉(zhuǎn)移、中西聯(lián)動的中間地帶，實證分析結(jié)果的線性部分也表明其綜合效應(yīng)介于東、西部之間，且非線性趨勢與東部地區(qū)基本一致。這意味著未來中部地區(qū)應(yīng)為勞動者創(chuàng)造良好的工作和生活環(huán)境，在減少智力外流的基礎(chǔ)上吸納更多的外部高水平人才。

第三，西部地區(qū)兩自變量對因變量影響的線性部分的系數(shù)值皆小于東、中區(qū)域，說明無論是腦力素質(zhì)還是身體素質(zhì)，這一地區(qū)人力資本的作用相對有限。但是，需要注意到其自變量1的綜合影響呈不斷上升趨勢，即腦力素質(zhì)的提高對該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)帶動作用較強(qiáng)。這表明西部目前正處于人才激勵的后發(fā)優(yōu)勢之中，需加快本地區(qū)人才培養(yǎng)、引入與激發(fā)機(jī)制，從而對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到重要的推動作用。

綜合而言，改革開放以來，勞動力數(shù)量所發(fā)揮的作用仍強(qiáng)于勞動力質(zhì)量，由“人口紅利”期經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度可見一斑。同時，就本文研究可知，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制出現(xiàn)了新的變化特征，即線性結(jié)果主要顯示了人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的長期總體影響趨勢；非線性結(jié)果則描繪了在經(jīng)濟(jì)增長短期動態(tài)波動過程中的不同階段，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長影響的差異化特征；而綜合影響結(jié)果將線性與非線性結(jié)果相疊加，衡量和比較兩種作用機(jī)制的大小。?