尹浙霖，宋有濤，范居一

（1.遼寧大學(xué)公共管理學(xué)院，遼寧沈陽 110031；2.沈陽建筑大學(xué)，遼寧沈陽 110168；3.遼寧大學(xué)環(huán)境學(xué)院，遼寧沈陽 110031）

1 研究背景

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水環(huán)境質(zhì)量關(guān)系研究一直是學(xué)者們關(guān)注的重要議題，從不同視角，利用不同指標(biāo)驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）是該議題的主要環(huán)節(jié)。我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，黨的十八大以來國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年均增長約7.2%，但同時(shí)，水環(huán)境質(zhì)量持續(xù)惡化，水污染物排放量逐年上升，2007—2017年化學(xué)需氧量（COD）排放量年均上升約6.01%，氨氮排放量年均上升約7.29%?？梢姡?jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，水污染問題日益嚴(yán)重。以初級(jí)人力資本向高級(jí)人力資本演進(jìn)為特征的人力資本變化與經(jīng)濟(jì)增長同步，是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的又一典型特征，突出表現(xiàn)為人口受教育程度的提升：6歲及以上人口中，初中及以下受教育人口比重從2007年的80.03%下降至2017年的68.57%；高中受教育人口比重從2007年的13.41%變?yōu)?017年的13.11%，基本持平；高等受教育人口比重從2007年的6.56%上升至2017年的13.87%。由此可見，雖然人力資本表現(xiàn)出由義務(wù)教育向高等教育轉(zhuǎn)移的趨勢(shì)，但義務(wù)教育人口比重仍遠(yuǎn)高于高中及高等受教育人口比重，我國人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的空間仍非常巨大。那么，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系是否穩(wěn)定？以低教育程度向高教育程度演進(jìn)的人力資本變化是否會(huì)影響環(huán)境庫茲涅茨曲線的形成？會(huì)對(duì)曲線產(chǎn)生哪些影響？這些問題有待作出理論上的回答。

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的研究主要集中在以下方面：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染。Barua等［1］通過考察印度16個(gè)州1981—2000年水質(zhì)中生化需氧量和化學(xué)需氧量變化，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長與水污染之間存在非線性關(guān)系；國內(nèi)學(xué)者以驗(yàn)證環(huán)境庫茲涅茨曲線為主，認(rèn)為我國人均GDP與生活污水中COD之間存在倒“U”型曲線關(guān)系［2］，江西省經(jīng)濟(jì)增長和水污染之間呈現(xiàn)“‘U’型+倒‘U’型”關(guān)系［3］，江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)廢水排放之間符合環(huán)境庫茲涅茨曲線特征［4］。（2）人力資本與水污染。國外學(xué)者認(rèn)為人口規(guī)模擴(kuò)大會(huì)增加用水量［5］，人力資本存量提高帶來家庭收入的增加有利于降低用水量、減少水污染［6］；國內(nèi)學(xué)者認(rèn)為適度的人口數(shù)量和合理的人口結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的重要保證，人口規(guī)模效應(yīng)對(duì)水污染產(chǎn)生正向驅(qū)動(dòng)力［7］。（3）人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。國外學(xué)者利用教育基尼系數(shù)、教育方差、教育標(biāo)準(zhǔn)差、教育變異系數(shù)等指標(biāo)開展了人力資本不平等與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的研究，發(fā)現(xiàn)人力資本不平等不利于經(jīng)濟(jì)增長或兩者間存在正相關(guān)關(guān)系［8］；國內(nèi)學(xué)者從教育程度、技能結(jié)構(gòu)、投資形式等方面研究了不同類型人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，認(rèn)為人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要［9-11］。

綜上所述，人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的研究成果較多，但仍有進(jìn)一步探究的空間，如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系是否會(huì)因污染物指標(biāo)、研究方法、研究樣本等調(diào)整而發(fā)生變化，也缺乏人力資本與曲線關(guān)系的直接研究。因此，本文主要從以下方面開展研究：（1）變換水污染代理變量，基于我國30個(gè)省份 2007—2017年的面板數(shù)據(jù)（西藏和香澳臺(tái)地區(qū)因數(shù)據(jù)獲取問題不作為研究對(duì)象），利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）方法驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系；（2）計(jì)算人力資本指數(shù)并納入計(jì)量模型中，觀察人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響；（3）考察人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，進(jìn)一步明確人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用機(jī)理，力求為實(shí)現(xiàn)人水和諧發(fā)展貢獻(xiàn)理論支撐。

2 理論分析

2.1 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染

環(huán)境庫茲涅茨曲線表征了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與污染物數(shù)量之間的關(guān)系，在水資源視角下，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間的倒“U”型曲線關(guān)系。一方面，經(jīng)濟(jì)增長不可避免地產(chǎn)生水污染，人均收入水平的提高引發(fā)水資源的消耗和水污染的增加，但收入的污染物邊際排放量呈遞減趨勢(shì)［12］，當(dāng)邊際排放量遞減為0時(shí)，水污染達(dá)到峰值，人均收入水平進(jìn)一步提高，水污染會(huì)逐步降低，進(jìn)入環(huán)境改善階段；另一方面，水環(huán)境制約著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長考驗(yàn)著水資源的承載能力，在現(xiàn)行的發(fā)展方式下，水資源可能難以支撐到環(huán)境庫茲涅茨曲線中的理論拐點(diǎn)值，或可能陷入經(jīng)濟(jì)增長停滯與水污染持續(xù)增加的“雙重陷阱”之中［13］，導(dǎo)致水環(huán)境質(zhì)量持續(xù)惡化。

2.2 人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響

結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)調(diào)整尤其是技術(shù)結(jié)構(gòu)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)亦是經(jīng)濟(jì)增長的重要決定因素，而一個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)技術(shù)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是由其系統(tǒng)內(nèi)資源要素稟賦決定的，因此，作為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)重要生產(chǎn)要素的人力資本，其水平的提升必然對(duì)技術(shù)結(jié)構(gòu)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)產(chǎn)生重要的推動(dòng)作用，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。同時(shí)，人力資本不僅能支撐經(jīng)濟(jì)增長，也能緩解環(huán)境污染的壓力［14］。相對(duì)于物質(zhì)資本而言，人力資本是更加清潔環(huán)保的生產(chǎn)投入要素。人力資本水平的提高會(huì)使高素質(zhì)人力資本比重逐步增加，形成高級(jí)人力資本主導(dǎo)的人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整格局，不斷推動(dòng)包括節(jié)水技術(shù)、環(huán)保技術(shù)在內(nèi)的各類技術(shù)的消化吸收與創(chuàng)新，從而推動(dòng)改善水環(huán)境質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

3 模型設(shè)定與變量選取

3.1 模型設(shè)定

基于以上分析，同時(shí)參考環(huán)境庫茲涅茨曲線基本模型，本文設(shè)定以下經(jīng)驗(yàn)計(jì)量基準(zhǔn)模型一：

為考察人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響，在基準(zhǔn)模型一的基礎(chǔ)上，設(shè)定模型二：

式（2）中，H為人力資本。

3.2 變量選取

（1）被解釋變量

水污染（P）。根據(jù)國家發(fā)改委2016年印發(fā)的《綠色發(fā)展指標(biāo)體系》和《生態(tài)文明建設(shè)考核目標(biāo)體系》中關(guān)于水環(huán)境保護(hù)測度指標(biāo)要求，本文將化學(xué)需氧量排放總量和氨氮排放總量兩項(xiàng)指標(biāo)求和匯總，作為水環(huán)境污染情況的代理變量。

（2）解釋變量

1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（I）。人均GDP指一個(gè)國家在一定時(shí)期內(nèi)（通常為1年）生產(chǎn)的按市場價(jià)格計(jì)算的商品和勞務(wù)總值的人口平均值，一般用來衡量一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。同時(shí)，為驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，本文在解釋變量中引入人均GDP平方項(xiàng)。

2）人力資本（H）。將Barro等［15］提出的勞動(dòng)力平均受教育年限設(shè)定值引入彭國華［16］研究中的人力資本增強(qiáng)型勞動(dòng)力計(jì)算公式中，即：

式（3）中：j代表地區(qū)；是明塞工資回歸估計(jì)的教育回報(bào)率，即多接受1年教育使勞動(dòng)力生產(chǎn)效率提高的比例，勞動(dòng)力平均受教育年數(shù)在0～6 a、7～12 a和12 a以上的教育回報(bào)率系數(shù)分別為0.180、0.134和0.151。若即沒有受到學(xué)校教育的勞動(dòng)力只能提供1個(gè)單位簡單勞動(dòng)。而計(jì)算勞動(dòng)力平均受教育年數(shù)采用勞動(dòng)力平均受教育程度（小學(xué)、初中、高中和大專及以上）與對(duì)應(yīng)的受教育年限設(shè)定值（6、9、12和16 a）的乘積來表示。計(jì)算得到的人力資本指數(shù)越大，代表人力資本存量越多，人力資本水平越高。

（3）控制變量

環(huán)境治理水平（E）為環(huán)境污染治理投資占GDP的比重；科技發(fā)展水平（T）為年末科技支出總額；人均水資源量（W）為供水量除以總?cè)丝诘慕Y(jié)果；城鎮(zhèn)化水平（U）為年末城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，2007—2017年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，及各省份統(tǒng)計(jì)年鑒，得到各變量的基本情況及分析區(qū)間的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，結(jié)果見表1。

表1 我國30省份各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果與分析

本文設(shè)定的兩個(gè)模型等式右邊包含了被解釋變量滯后項(xiàng)及具有潛在內(nèi)生性問題的解釋變量，故采用有助于克服內(nèi)生性問題的廣義矩估計(jì)（GMM）方法進(jìn)行回歸估計(jì)。差分廣義矩估計(jì)（DIF-GMM）的估計(jì)結(jié)果易受小樣本偏誤與弱工具變量的影響，導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)推斷出現(xiàn)偏誤［17］，因此，在樣本量有限條件下，本文應(yīng)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（SYS-GMM）方法進(jìn)行回歸估計(jì)。

4.1 人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響

表2列出了模型一和模型二的SYS-GMM估計(jì)結(jié)果，Arelleno-Bond檢驗(yàn)結(jié)果表明各模型殘差不存在二階序列相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果顯示各模型的工具變量有效，因此SYS-GMM估計(jì)量是一致的和有效的。其中：

（1）列（1）顯示了僅考量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間關(guān)系的回歸結(jié)果，人均GDP變量回歸結(jié)果不顯著，其平方項(xiàng)變量在10%置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)。這表明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間并非簡單的線性關(guān)系，而是呈“U”型曲線關(guān)系；負(fù)的回歸系數(shù)使得拋物線以橫軸為中心發(fā)生旋轉(zhuǎn)，呈倒“U” 型，即當(dāng)人均GDP較低時(shí)，水污染隨著人均GDP的增長而增加，而當(dāng)人均GDP較高時(shí)，水污染隨著人均GDP的增長而減少。

（2）列（2）顯示了在引入環(huán)境治理水平、科技發(fā)展水平、人均水資源量、城鎮(zhèn)化水平等變量后的回歸結(jié)果，人均GDP平方項(xiàng)變量的顯著性置信水平提高至5%，且系數(shù)仍為負(fù)。進(jìn)一步估算，在曲線拐點(diǎn)處，人均GDP約為7.023萬元。

（3）列（3）顯示了在控制其他變量不變的條件下，加入了人力資本變量后的回歸結(jié)果，重點(diǎn)考察人力資本變化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，人力資本變量的系數(shù)為0.712，且在10%置信水平上顯著。這表明人力資本變量變化1%，水污染變量將變動(dòng)0.712個(gè)百分點(diǎn)，即人力資本變化引發(fā)水污染排放量上升，沿著環(huán)境庫茲涅茨曲線向上移動(dòng)，說明人力資本積累進(jìn)入工業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和高耗水服務(wù)業(yè)行業(yè)的就業(yè)比重較高，對(duì)減少水污染排放的促進(jìn)作用較為有限。同時(shí)，人均GDP平方項(xiàng)變量仍然在10%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負(fù)。進(jìn)一步估算，在曲線拐點(diǎn)處，人均GDP約為5.584萬元。

表2 2007—2017年我國30省份變量數(shù)據(jù)的SYS-GMM回歸估計(jì)結(jié)果

上述SYS-GMM回歸結(jié)果表明，人均GDP平方項(xiàng)變量回歸結(jié)果顯著，且系數(shù)始終為負(fù)，這既證明了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間的倒“U”型曲線關(guān)系，又表明估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性，因此，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，水污染呈先上升后下降的變化軌跡，這符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論解釋。另外，回歸結(jié)果顯示人力資本導(dǎo)致曲線拐點(diǎn)左移（拐點(diǎn)處人均GDP由7.023萬元變?yōu)?.584萬元）、曲線下移（常數(shù)項(xiàng)由0.303變?yōu)?.240），即環(huán)境庫茲涅茨曲線向右下方移動(dòng)，說明了人力資本能夠縮小經(jīng)濟(jì)增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間［18］。而列（3）的回歸結(jié)果顯示，前1期的水污染對(duì)當(dāng)期有顯著的正向影響，且系數(shù)估計(jì)值為0.502，這表明前1期的水污染排放增加1%，當(dāng)期的水污染排放就會(huì)增加0.502個(gè)百分點(diǎn)，這說明經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)是水資源消耗量上漲的主要驅(qū)動(dòng)因素，水污染排放具有經(jīng)濟(jì)慣性［19］。從控制變量看，環(huán)境治理水平是影響水污染的重要因素之一，兩者存在顯著的負(fù)向關(guān)系，表明環(huán)境治理水平提高1%，水污染排放將減少0.472%，說明環(huán)境治理投資是抑制水污染增加的有效因子。

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于影響環(huán)境庫茲涅茨曲線的因素較多，本文通過替換控制變量的方法檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性?？紤]到第三產(chǎn)業(yè)的水污染排放量相對(duì)較少，第三產(chǎn)業(yè)占比越高在一定程度上代表該地區(qū)的水污染相對(duì)較少、人均水資源量相對(duì)較多，同時(shí)，以服務(wù)業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新增長點(diǎn)，第三產(chǎn)業(yè)占比也能夠反映地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此，本文用第三產(chǎn)業(yè)占比（S）替代人均水資源量（W）對(duì)模型二進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。Arelleno-Bond檢驗(yàn)結(jié)果表明，替換后的模型殘差不存在二階序列相關(guān)，Hansen檢驗(yàn)結(jié)果顯示工具變量有效，且各主要變量符號(hào)及顯著性與前述模型基本一致，說明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 2007—2017年我國30省份人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

以上研究驗(yàn)證了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，得到了人力資本能夠縮小經(jīng)濟(jì)增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間的研究結(jié)果，從整體上明確了人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響。而人力資本如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及水污染，即人力資本如何影響環(huán)境庫茲涅茨曲線上點(diǎn)的移動(dòng)有待進(jìn)一步研究。

5 人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的再解釋

改善環(huán)境的當(dāng)務(wù)之急是提高人均收入水平［20］，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是改善環(huán)境污染的驅(qū)動(dòng)因素。通過研究人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，進(jìn)而確定對(duì)應(yīng)的環(huán)境庫茲涅茨曲線上的水污染排放量，能夠進(jìn)一步明確人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用過程，是對(duì)兩者關(guān)系的微觀探討。

5.1 人力資本對(duì)環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用機(jī)理

基于以上分析，本文從人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系入手展開分析研究，提出如下計(jì)量回歸模型：

表4結(jié)果顯示，3種模型估計(jì)結(jié)果中穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的普通最小二乘法（OLS）計(jì)量結(jié)果解釋變量不顯著，這可能是由于OLS估計(jì)僅假設(shè)解釋變量與誤差項(xiàng)不相關(guān)，但內(nèi)生性會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的不顯著。另外，應(yīng)用xtoverid命令進(jìn)行穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)，其結(jié)果拒絕隨機(jī)效應(yīng)（RE）的原假設(shè)，支持固定效應(yīng)（FE）。

表4 2007—2017年我國30省份人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的回歸估計(jì)結(jié)果

固定效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在1%的置信水平上顯著，回歸系數(shù)為0.162，說明兩者呈正相關(guān)關(guān)系，即人力資本提高1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升0.162個(gè)百分點(diǎn)。這表明，人力資本的提高能夠顯著提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，沿橫軸正方向移動(dòng)，使得縱軸上對(duì)應(yīng)的水污染排放量沿著環(huán)境庫茲涅茨曲線向右上方移動(dòng)，這與表2列（3）的回歸結(jié)果中人力資本變化引起的水污染變化移動(dòng)方向一致，說明人力資本變化能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，擴(kuò)大水污染排放，縮短“爬坡”時(shí)間。同時(shí)，本文的回歸分析表明，人力資本能夠縮小經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染正相關(guān)的“兩難”區(qū)間，使得環(huán)境庫茲涅茨曲線向左下方移動(dòng)。綜合來看，可以認(rèn)為人力資本是環(huán)境庫茲涅茨曲線移動(dòng)的加速因子，既能夠縮小經(jīng)濟(jì)增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間，又能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮短“爬坡”時(shí)間，加速環(huán)境庫茲涅茨曲線拐點(diǎn)的到來，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的雙贏階段?？梢姡嵘肆Y本對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，轉(zhuǎn)變高能耗、高污染的經(jīng)濟(jì)增長方式，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。而我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈地區(qū)異質(zhì)性，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的主要表現(xiàn)形式，是制約中國經(jīng)濟(jì)整體水平的關(guān)鍵因素，因此，縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展，提升總體經(jīng)濟(jì)平均水平既是實(shí)現(xiàn)“共同富裕”目標(biāo)的要求，也能為環(huán)境庫茲涅茨曲線移動(dòng)提供穩(wěn)定動(dòng)力。已有研究從政策效應(yīng)、地區(qū)全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和要素積累等方面對(duì)此開展了深入研究［21-24］，本文則嘗試從人力資本角度查找縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的有效途徑。

5.2 人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距

目前，測度地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異的指標(biāo)主要有泰爾指數(shù)及其分解、變異系數(shù)和基尼系數(shù)，下面分別給出各類指數(shù)的計(jì)算公式。

（1）泰爾指數(shù)是基于熵指數(shù)提出的反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距基本特征的主要衡量指標(biāo)，而熵指數(shù)主要反映收入分布不平等的狀態(tài)，廣義的熵指數(shù)計(jì)算公式如下：

式（5）中：n為樣本中個(gè)體的數(shù)量；為個(gè)體i的收入水平指標(biāo)；；α為靈敏度參數(shù)，用于調(diào)節(jié)不同個(gè)體占總體份額權(quán)重的大小，原則上可以設(shè)置為任意數(shù)值。當(dāng)α=1時(shí)，熵指數(shù)即為泰爾指數(shù)：

當(dāng)α=2時(shí)，熵指數(shù)變?yōu)樽儺愊禂?shù)（Cv）平方的一半，即：

同時(shí)，通過對(duì)泰爾指數(shù)的分解可以將地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距劃分為不同的組成部分，包括地區(qū)內(nèi)差距和地區(qū)間差距：地區(qū)內(nèi)差距是指所有地區(qū)分組中每個(gè)組的地區(qū)之間的差距；地區(qū)間差距是指所分的各組地區(qū)之間的差距。假定將所有地區(qū)分為m組，則經(jīng)過分解的泰爾指數(shù)公式為：

（2）基尼系數(shù)是定量測定收入分配差異程度的指標(biāo)。針對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的基尼系數(shù)計(jì)算公式如下：

式（9）中，pi和pj分別為地區(qū)i和地區(qū)j的人口數(shù)量。

本文將代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的人均GDP變量代入式（6）至式（9）（對(duì)數(shù)的底取為e ）用以測度地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，將30省份劃分為東中西部三大地區(qū)1），計(jì)算結(jié)果見表5所示。在分析區(qū)間內(nèi)，三大地區(qū)的基尼系數(shù)穩(wěn)步下降，2007—2009年基尼系數(shù)在0.3～0.4之間，收入分配處于相對(duì)合理狀態(tài)；2010—2017年基尼系數(shù)均小于0.3，收入分配處于比較平均狀態(tài)，說明地區(qū)收入分配逐漸平均，整體上收入分配差距呈減小趨勢(shì)。變異系數(shù)呈現(xiàn)與基尼系數(shù)類似的變動(dòng)趨勢(shì)，2017年比2007年下降了24.93%，且逐步趨于平穩(wěn)。泰爾指數(shù)亦呈下降趨勢(shì)，2017年比2007年下降了35.96%，表明總體上地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距逐步縮小。地區(qū)間差距在2014年比2007年下降了55.25%，在2014—2017年上升6.13%，表明地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距在大幅下降后呈緩慢擴(kuò)大趨勢(shì)。因此，本文選取人均GDP的泰爾指數(shù)及其地區(qū)間差距作為被解釋變量代表三大地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距；同時(shí)，為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文將人均GDP的基尼系數(shù)和變異系數(shù)分別作為被解釋變量進(jìn)行了回歸估計(jì)。

表5 2007—2017年我國三大地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距測度結(jié)果

為了分析人力資本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的實(shí)際影響，基于楊正林等［25］的研究思路，本文構(gòu)建如下實(shí)證分析模型：

2007—2017年三大地區(qū)的人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距回歸估計(jì)結(jié)果如表6所示，其中BP檢驗(yàn)、懷特檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)異方差，BG檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)自相關(guān)性。表6的回歸結(jié)果均通過了異方差和自相關(guān)檢驗(yàn)，無論人均GDP的差距程度基于泰爾指數(shù)及其分解的地區(qū)間差距指數(shù)測度，還是基于基尼系數(shù)、變異系數(shù)衡量，人力資本變量的系數(shù)在相應(yīng)回歸中均顯著為負(fù)，表明人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距隨著人力資本的提高呈下降趨勢(shì)，這說明人力資本能夠較好地縮小東中西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，促進(jìn)人力資本積累，對(duì)于縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距具有十分重要的意義［26］。另外，人均外商直接投資的系數(shù)為負(fù)，且在相應(yīng)回歸中均顯著，表明該變量也能夠縮小東中西部的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。但從回歸系數(shù)看，人力資本變量系數(shù)的絕對(duì)值均大于人均外商直接投資變量系數(shù)的絕對(duì)值，表明人力資本變量對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的影響程度更大，說明人力資本變化能更好地縮小東中西地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距；城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)開放度在相應(yīng)回歸中均不顯著，表明這些變量不能有效地縮小各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的不平衡狀況［27］。

表6 2007—2017年我國三大地區(qū)人力資本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的回歸估計(jì)結(jié)果

6 結(jié)論與對(duì)策建議

本文基于SYS-GMM估計(jì)方法，利用2007—2017年我國30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，研究了水資源視角下的人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，得到如下主要結(jié)論：（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與水污染之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系；（2）人力資本是環(huán)境庫茲涅茨曲線移動(dòng)的“加速”因子，既能夠縮小經(jīng)濟(jì)增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間，又能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮短“爬坡”時(shí)間；（3）人力資本能夠有效縮小東中西部經(jīng)濟(jì)差距。據(jù)此，提出以下對(duì)策建議：

第一，應(yīng)持續(xù)提升人力資本，助推創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略實(shí)施。人力資本變化是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、降低水污染、實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，因此，應(yīng)著力形成高級(jí)人力資本主導(dǎo)的人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整格局，持續(xù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)從高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，注重提升創(chuàng)新能力和效率，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的水資源利用效率，為經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展提供有力支撐。

第二，應(yīng)優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，縮小地區(qū)人力資本差異。我國的地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距呈擴(kuò)大趨勢(shì)，人力資本是縮小地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的有效因子，因此，面對(duì)人力資本分布不均衡和勞動(dòng)力人口持續(xù)下降造成的人力要素生產(chǎn)壓力，應(yīng)著力實(shí)施“內(nèi)培外引”人才戰(zhàn)略，以制度激勵(lì)內(nèi)生驅(qū)動(dòng)力，實(shí)現(xiàn)人力資本的優(yōu)化配置。

注釋：

1）按照國家統(tǒng)計(jì)局對(duì)我國經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分方法，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。