孫燕芳，張淑惠

（中國石油大學（華東）經濟管理學院，山東 青島 266580）

0 引言

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，迫切需要轉變發(fā)展方式、優(yōu)化資源配置、轉換發(fā)展動能。在高質量發(fā)展過程中，人力資本是形成經濟發(fā)展新模式的核心載體[1]，人力資本的有效集聚與合理配置是實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展的關鍵。薪酬作為吸引人才最直接的影響因素，對人力資本的存量和質量都具有重要影響[2]。國務院明確指出區(qū)域協(xié)調發(fā)展是新時代國家戰(zhàn)略的重要組成部分，強調以京津冀城市群發(fā)展帶動環(huán)渤海地區(qū)協(xié)同發(fā)展，以長三角城市群發(fā)展帶動長江經濟帶發(fā)展，推動國家重大區(qū)域板塊合作聯(lián)動。環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶分別覆蓋全國面積的13.31%和21.40%，2020年GDP分別占全國的21.62%和46.42%，是國家戰(zhàn)略層面的兩大重點區(qū)域[3]。深入分析環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶薪酬水平、人力資本與區(qū)域經濟高質量發(fā)展之間的關系，以更好地發(fā)揮勞動要素的經濟驅動作用，對促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展、縮小區(qū)域發(fā)展差距具有重要意義。

已有研究討論了勞動收入、人力資本與經濟發(fā)展三者之間的作用機制。鈔小靜和廉園梅（2019）[4]認為過低的勞動收入份額會通過降低人力資本水平、抑制消費需求和降低生產效率等途徑作用于經濟增長質量。孫巍和夏海利（2022）[5]認為城鄉(xiāng)收入差距導致居民人力資本投資存在差異，進而對經濟結構轉型產生影響。Salimi和Della（2022）[6]發(fā)現(xiàn)當人力資本水平較高時，勞動工資驅動企業(yè)創(chuàng)新的效果更顯著，從而帶來更高的經濟效益。勞動要素具有質量異質性，不同質量的人力資本在生產能力、報酬分配等方面存在差異[7]，基于此，徐常建和黃鐵苗（2019）[8]研究了勞動收入份額、異質型人力資本與經濟增長之間的關系，但其直接用各學歷層次人口占比劃分人力資本水平，忽略了不同學歷層次的受教育年限，研究結論仍需進一步驗證。綜上所述，現(xiàn)有相關研究主要聚焦于收入分配或收入差距視角探討其對人力資本與經濟發(fā)展的影響。我國不同城市群或經濟帶在人力資本素質與經濟發(fā)展質量方面存在非均衡特征，但鮮有文獻從區(qū)域人才環(huán)境的視角，分析薪酬水平對區(qū)域人力資本素質、人力資本供給結構以及區(qū)域經濟發(fā)展質量的影響。

本文選擇環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶兩大區(qū)域作為研究對象，在已有研究的基礎上進一步完善核心變量的測度方法，實證檢驗薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的直接效應以及嵌入人力資本中介變量的路徑效應，并進一步驗證分析異質型人力資本在兩個區(qū)域發(fā)揮的不同作用，以期為各區(qū)域制定適宜的經濟政策提供決策依據，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調發(fā)展的目標。

1 理論分析與研究假設

1.1 薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的直接影響

勞動者的薪酬水平與經濟增長理論中的勞動收入份額緊密相關，根據經濟增長理論，勞動收入份額會通過影響總需求和總供給兩個方面影響經濟發(fā)展。根據古典主義經濟增長理論中的“消費不足論”，工資率增長必然帶動消費需求增長，刺激邊際產出增加和投資擴張，助推地區(qū)經濟增長?？ㄈR斯基增長模型證明了勞動收入較投資收入更傾向于消費，當廠商的剩余價值率提高、勞動收入比重減小時，社會平均消費傾向將會降低，社會總需求隨之降低，不利于經濟發(fā)展[9]。Bhaduri和Marglin（1990）[10]在卡萊斯基增長模型的基礎上，構建了勞動收入份額影響經濟增長的總需求效應模型：一方面勞動收入創(chuàng)造消費需求，另一方面勞動收入份額上升導致投資需求減少、凈出口減少，當勞動收入份額對消費需求的促進效應大于其對投資需求和凈出口的抑制效應時，表現(xiàn)為“工資驅動型”經濟增長。已有學者驗證了我國的總需求經濟增長機制為“工資拉動型”[11]。從勞動收入份額變化作用于經濟增長的總供給方面來看，勞動收入份額增加意味著勞動者實際薪酬水平上升，提高薪資待遇會對勞動者產生直接激勵，促進勞動生產率的增長并提高經濟增長質量[12]。

基于上述分析，從區(qū)域經濟發(fā)展的視角，薪酬水平決定了該區(qū)域居民的消費能力，影響著區(qū)域的消費需求，并通過提高勞動者的工作積極性來提升勞動生產率，從而促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展。從我國區(qū)域間對比來看，薪酬水平存在明顯的區(qū)域分異[13]，勞動者薪酬水平差距過大會對區(qū)域協(xié)調發(fā)展產生不利影響。據此，本文提出假設1：

假設1：薪酬水平會對區(qū)域經濟高質量發(fā)展產生正向促進作用。

1.2 人力資本在薪酬水平與區(qū)域經濟高質量發(fā)展間的傳導機制

薪酬是勞動者的主要收入來源，反映了勞動要素的價格。高薪酬水平地區(qū)通常更易吸引優(yōu)質人才集聚，高技能和高素質勞動力能夠創(chuàng)造較高的邊際產出，提高區(qū)域要素使用效率、促進地區(qū)技術進步并推動地區(qū)經濟高質量發(fā)展[14]。勞動力素質的提高一般通過接受高質量教育和培訓來實現(xiàn)，擁有較高薪酬的勞動者更傾向于增加對教育和技能的投資，形成人力資本的積累。

盧卡斯的內生經濟增長模型證明了人力資本積累是經濟持續(xù)增長的動力[15]，而尼爾森-菲爾普斯模型指出人力資本通過推動技術進步間接促進經濟增長[16]。勞動要素具有較強的空間流動性，勞動力資源稟賦，特別是具有較高技能水平和學習能力的人力資源稟賦，是引致區(qū)域經濟發(fā)展差異的重要因素。同時，人力資本水平提升有助于技術吸收、模仿和創(chuàng)新，提高勞動生產率和全要素生產率，并促進生產部門從初級到高級的轉移，推動區(qū)域經濟高質量增長[17]。由此可見，較高薪酬有利于吸引人力資本集聚并提高人力資本水平，人力資本是區(qū)域高質量發(fā)展的重要驅動因素。基于上述分析，本文提出假設2：

假設2：薪酬水平可以通過人力資本促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展。

1.3 異質型人力資本在薪酬水平與區(qū)域經濟高質量發(fā)展間的傳導機制

受教育水平、產業(yè)結構、城市化等因素影響，同一區(qū)域人力資本呈現(xiàn)一定程度的異質性，不同區(qū)域異質型人力資本的內部結構也有所差異[7]。通常情況下，教育發(fā)達的地區(qū)擁有完善的教育設施和充分的教育資源，勞動者受教育程度普遍較高，中級、高級人力資本比重會較大。如前文所述，擁有較高薪酬的勞動者更傾向于增加對教育和技能的投資，形成家庭代際高級別人力資本積累，是區(qū)域經濟高質量發(fā)展的動力源泉；而低薪酬勞動者的邊際消費傾向雖高于高薪酬勞動者，但該群體更偏向于將薪酬收入用于維持日常生產、生活需要，缺乏多余的資金進行人力資本投資，因而在沒有其他因素的作用下，低薪酬勞動者的人力資本水平較低，提升難度也較大，對經濟發(fā)展貢獻偏小。此外，有關人力資本結構與經濟增長關系的研究表明，初級人力資本擁有較少的知識、技能，主要通過數(shù)量累積貢獻于經濟增長；而中級、高級人力資本具有較強的技術模仿和技術吸收能力，呈現(xiàn)知識溢出和邊際收益遞增等特點，主要依靠技術創(chuàng)新驅動經濟增長[18]。我國各地區(qū)經濟發(fā)展水平存在明顯差異，部分經濟較為發(fā)達的東部沿海地區(qū)已率先實現(xiàn)產業(yè)結構升級，在這種經濟環(huán)境下初級的低素質勞動力的規(guī)模效應被弱化，只有中級、高級的高素質人力資本較強的研發(fā)能力和創(chuàng)新能力才能滿足其經濟高質量發(fā)展的要求，這些區(qū)域的人力資本經歷了由低層次向高層次的演化[19]。基于上述分析，本文認為薪酬水平對不同層級人力資本的激勵效果存在差異，區(qū)域經濟的高質量發(fā)展需要考慮人力資本的異質性，配置與之相適應的人力資本結構，據此提出假設3a、假設3b和假設3c：

假設3a：初級人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展過程中產生遮掩效應。

假設3b：中級人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展過程中產生中介效應。

假設3c：高級人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展過程中產生中介效應。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數(shù)據來源

本文選取環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶兩個國家重大戰(zhàn)略區(qū)域為研究對象，以2000—2020年環(huán)渤海經濟帶7個省份和長江經濟帶11 個省份①根據《國務院關于環(huán)渤海地區(qū)合作發(fā)展綱要的批復》，環(huán)渤海經濟帶主要覆蓋北京、天津、河北、山西、內蒙古、遼寧、山東?！秶鴦赵宏P于依托黃金水道推動長江經濟帶發(fā)展的指導意見》中指出，長江經濟帶主要包括上海、江蘇、浙江、安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、云南、貴州。的面板數(shù)據為樣本進行計量檢驗。相關數(shù)據均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。

2.2 模型構建

結合上述理論分析，為檢驗薪酬水平、人力資本與區(qū)域經濟高質量發(fā)展之間的關系，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[20]歸納的中介效應檢驗分析方法，本文構建模型（1）用于檢驗假設1，配合模型（2）和模型（3）檢驗中介效應，驗證假設2。鑒于薪酬水平對人力資本和區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響可能存在時滯效應，將模型中的薪酬水平變量滯后一期。

其中，qua為區(qū)域經濟高質量發(fā)展水平，psc為薪酬水平，hum為平均人力資本水平，Control為控制變量，ε1、ε2和ε3為隨機擾動項。

模型（1）中α1衡量了薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的總效應；模型（2）中β1衡量了薪酬水平對人力資本的影響；模型（3）中γ1衡量了薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的直接效應，γ2是在控制了薪酬水平的影響后，中介變量人力資本對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的效應。根據研究設計分別以初級人力資本（phum）、中級人力資本（shum）和高級人力資本（hhum）替換模型（2）和模型（3）中的平均人力資本水平（hum），形成對應的模型（5）至模型（10），結合模型（1）用于檢驗假設3，以探究人力資本異質性對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響。鑒于逐步回歸法對中介效應的檢驗功效較低，檢驗結果可能會遺漏掉原本存在的中介效應。為了檢驗結果的穩(wěn)健性，在逐步回歸法的基礎上，當模型（2）中的β1與模型（3）中的γ2至少有一個不顯著時，同時進行Sobel檢驗和Bootstrap檢驗，模型（5）至模型（10）同理。

2.3 變量定義

（1）被解釋變量：區(qū)域經濟高質量發(fā)展水平（qua）。結合新發(fā)展理念把握區(qū)域經濟高質量發(fā)展的內涵，借鑒陳景華等（2020）[21]的研究，從綜合質效、創(chuàng)新發(fā)展、協(xié)調發(fā)展、綠色發(fā)展、開放發(fā)展和共享發(fā)展六個維度選取18 個指標構建經濟高質量發(fā)展評價指標體系（見表1）。將各評價指標作標準化處理后通過相關系數(shù)賦權法對其客觀賦權，進一步加權后即可得到環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶所覆蓋18個省份的經濟高質量發(fā)展水平。

表1 經濟高質量發(fā)展評價指標體系

（2）解釋變量：平均薪酬水平（psc）。采用該地區(qū)就業(yè)人員平均工資來度量。

（3）中介變量：平均人力資本水平（hum）、初級人力資本（phum）、中級人力資本（shum）和高級人力資本（hhum）。采用教育年限法核算，即用平均受教育年限來衡量勞動力質量，通常教育年限法將受教育程度分為文盲、小學、初中、高中及中專、大專及以上五個層級①根據人力資源和社會保障部《關于大力推進技工院校改革發(fā)展的意見》中的相關規(guī)定，中等職業(yè)教育文化程度等同于中專、高中學歷，高等職業(yè)教育文化程度等同于大專學歷。，其對應受教育年限分別為1、6、9、12 和16。同時，本文深入研究異質型人力資本對兩個經濟帶高質量發(fā)展的作用機制，因此依據受教育程度的不同，將人力資本劃分為初級、中級和高級三個層次，具體界定如下：

其中，i=1、2、3、4、5，依次代表文盲、小學、初中、高中及中專、大專及以上五個教育層級；hi和li分別代表就業(yè)人員中五種教育程度就業(yè)人員占比及對應受教育年限。

（4）控制變量。金融水平（fin），用金融機構貸款余額占GDP的比重來衡量；政府行為（gov），用政府一般預算支出占GDP 的比重來衡量；教育支出（eduex），用教育支出占公共財政預算支出的比重來衡量；城市化水平（urban），用非農業(yè)人口占年末總人口來衡量。

3 實證結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關性分析

主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果如下頁表2所示，兩個經濟帶18 個省份qua的均值為0.363，標準差為0.127，L.psc的均值為3.946，標準差為2.883，兩個指標的變異系數(shù)分別為0.350 和0.731，結合原始數(shù)據來看，各省份間兩個指標差異較為顯著，特別是北京、上海的經濟高質量發(fā)展水平和平均工資遠高于其他省份。hum的均值為9.487，標準差為1.481，意味著兩個經濟帶中各省份的勞動力素質差距較大，特別是hhum均值為2.390，并在[0.312，10.080]區(qū)間內變動，說明高質量勞動力有一定程度的地區(qū)集聚，具體表現(xiàn)為北京、天津、上海3個經濟發(fā)達城市擁有大量高層次的人力資本，而貴州、云南等經濟落后地區(qū)中、高級人才明顯缺乏。此外，經檢驗，所有自變量VIF值均小于10且VIF均值小于5，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的影響

根據豪斯曼檢驗的結果，采用個體固定效應模型進行檢驗，實證結果如表3所示。從模型（1）和模型（3）的全樣本和分區(qū)域估計結果中l(wèi)nL.psc的回歸系數(shù)顯著性可知，薪酬水平對區(qū)域經濟高質量發(fā)展的總效應和直接效應皆顯著為正，說明在環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶提高薪酬水平均能有效促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展，假設1得到了驗證。

表3 薪酬水平與區(qū)域經濟增長的直接效應與中介效應回歸結果

3.3 人力資本的中介效應檢驗

模型（2）全樣本和分區(qū)域的檢驗結果中，lnL.psc系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明薪酬水平的提高有利于吸引高素質人才，促進區(qū)域人力資本質量提升。

模型（3）的回歸結果顯示，在全樣本與分區(qū)域時，lnL.psc系數(shù)和lnhum系數(shù)均顯著為正，說明人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展的過程中發(fā)揮了積極的部分中介效應，假設2得到驗證。

3.4 異質型人力資本的中介效應檢驗

對于模型（1）以及模型（5）至模型（10），分區(qū)域進行逐步回歸，檢驗異質型人力資本的中介作用，具體結果見下頁表4。對于檢驗結果不顯著的情形，進一步用Sobel法和Bootstrap法進行檢驗，結果如下頁表5所示。

表4 異質型人力資本的中介效應回歸結果

表5 異質型人力資本的中介效應Sobel檢驗和Bootstrap檢驗

3.4.1 初級人力資本的中介效應檢驗

表4 環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶模型（5）中l(wèi)nL.psc的系數(shù)均顯著為負，表明提高薪酬水平對兩個區(qū)域初級人力資本皆產生了負向影響，高薪酬并不能促使初級人力資本增加教育投入來提升個人素質和技能水平?？赡艿脑蚴?，大多數(shù)初級人力資本仍屬于低收入群體，他們更傾向于將獲得的勞動報酬用于提高生活質量而不是提高個人工作能力。長江經濟帶的模型（6）lnphum系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明初級人力資本作為勞動要素投入對經濟高質量發(fā)展產生促進作用，意味著長江經濟帶仍存在部分依靠要素投入來驅動的產業(yè)，該類型產業(yè)發(fā)展側重于勞動要素數(shù)量積累而不是依賴于勞動要素質量提升。而表5中環(huán)渤海經濟帶lnphum→lnqua的系數(shù)顯著為負，表明初級人力資本增加不利于該區(qū)域經濟高質量發(fā)展，原因在于環(huán)渤海經濟帶經濟發(fā)展整體上已從資本驅動轉化為技術創(chuàng)新驅動，初級人力資本的能力難以匹配技術要素的要求，不利于環(huán)渤海經濟帶的高質量發(fā)展。綜上分析，環(huán)渤海經濟帶lnphum的中介效應系數(shù)顯著為正，初級人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展過程中發(fā)揮了部分中介作用；而長江經濟帶lnphum的中介效應系數(shù)為負值，初級人力資本產生了遮掩效應。假設3a 僅部分得到驗證。

3.4.2 中級、高級人力資本的中介效應檢驗

表4 中模型（7）環(huán)渤海經濟帶lnL.psc的系數(shù)顯著為負，而長江經濟帶lnL.psc的系數(shù)顯著為正，表明環(huán)渤海經濟帶提高薪酬水平并不利于中級人力資本的提高，長江經濟帶則與之相反。環(huán)渤海薪酬水平對中級人力資本產生負向影響的原因可能在于：環(huán)渤海地區(qū)中級人力資本自我提升意識不強，所獲薪酬中用于教育投入的比例較少，個人知識儲備和工作能力無法得到充實和增強；環(huán)渤海地區(qū)中級人力資本在職教育機制體制不夠完善，缺乏中級人力資本接受繼續(xù)教育和技能培訓的機會和途徑。模型（8）中環(huán)渤海經濟帶與長江經濟帶lnshum的系數(shù)均顯著為正，意味著在兩個經濟帶中，中級人力資本皆有助于推動區(qū)域經濟的高質量發(fā)展。綜上分析，長江經濟帶薪酬水平可以通過中級人力資本間接驅動區(qū)域經濟高質量發(fā)展，而環(huán)渤海經濟帶中級人力資本在薪酬水平與區(qū)域經濟高質量發(fā)展間產生了消極的傳導效應，假設3b得到部分驗證。

表4 環(huán)渤海經濟帶模型（9）的lnL.psc系數(shù)以及模型（10）的lnL.psc、lnhhum系數(shù)均顯著為正，表5中長江經濟帶lnhhum的Sobel檢驗和Bootstrap檢驗間接效應系數(shù)顯著為正，說明高級人力資本在薪酬水平促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展的過程中發(fā)揮了部分中介效應，假設3c得到驗證。

3.5 內生性檢驗與穩(wěn)健性檢驗

3.5.1 內生性檢驗

考慮到薪酬水平和人力資本之間可能存在反向因果關系帶來內生性問題，因此采用兩階段最小二乘法對模型（2）進行估計，采用基層工會組織數(shù)（lau）作為核心解釋變量薪酬水平的工具變量。工具變量的選取依據如下：第一，工會通過工資率談判改變要素回報率，提高人均工資水平和福利待遇[22]，同時對勞動收入份額產生重要影響[23]；第二，人力資本水平的提升主要通過教育培訓等途徑，較少受到基層工會組織數(shù)量的直接影響。從表6可以看出，在全樣本、環(huán)渤海經濟帶以及長江經濟帶范圍內，第一階段回歸結果顯示基層工會數(shù)量對薪酬水平的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，且不可識別檢驗結果嚴格拒絕原假設，說明工具變量與內生變量是相關的。弱工具變量檢驗Cragg-Donald統(tǒng)計量均大于10%偏誤下的臨界值，意味著此處不存在弱工具變量問題，選取基層工會組織數(shù)量作為薪酬水平的工具變量是合理的。在以基層工會組織數(shù)為工具變量的檢驗結果中，結果與前文基本保持一致，研究結論穩(wěn)健。

表6 薪酬水平對人力資本的影響：工具變量估計

3.5.2 穩(wěn)健性檢驗

第一，采用替換解釋變量的方法進行穩(wěn)健性檢驗，解釋變量薪酬水平的原衡量指標為平均貨幣工資，數(shù)據的統(tǒng)計口徑為全體職工，此處縮小就業(yè)人員統(tǒng)計范圍，采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資（czpsc）作為替代指標，同樣選取滯后一期的數(shù)據對模型重新進行檢驗。第二，考慮到2020 年我國經濟受新冠肺炎疫情的影響，相關經濟指標可能會有所波動，因此在剔除2020年后，選取兩個經濟帶2000—2019 年的數(shù)據重新實證檢驗，兩種檢驗結果（限于篇幅，結果略）均與前述結果基本保持一致，未出現(xiàn)實質性差異，研究結論具有穩(wěn)健性。

4 結論與建議

本文選取環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶為研究對象，基于2000—2020年的省級面板數(shù)據，運用逐步回歸法結合Sobel 檢驗和Bootstrap檢驗實證分析薪酬水平、人力資本與區(qū)域經濟高質量發(fā)展之間的關系。結果表明：（1）在全樣本與區(qū)分環(huán)渤海經濟帶和長江經濟帶時，提高薪酬水平均可促進區(qū)域經濟高質量發(fā)展，其中人力資本發(fā)揮了積極的中介傳導作用。（2）進一步考慮人力資本異質性，兩個區(qū)域高級人力資本在薪酬水平影響經濟高質量發(fā)展的路徑中均產生了正向的中介效應；環(huán)渤海經濟帶初級人力資本和中級人力資本在該過程中分別產生了中介效應和遮掩效應，長江經濟帶則與之相反。

結合上述研究結論，以實現(xiàn)“高薪酬水平—高素質勞動力供給—高質量經濟增長”的良性循環(huán)為發(fā)展目標，本文提出如下建議：

第一，在當前經濟新常態(tài)發(fā)展背景下，可通過適當提高薪酬水平，一方面創(chuàng)造消費需求、激發(fā)區(qū)域經濟活力；另一方面充分發(fā)揮高素質人力資本與技術要素有效融合的優(yōu)勢，加快新舊動能轉換，推動區(qū)域經濟高質量發(fā)展。同時，區(qū)域內應增加勞動要素的教育和培訓支出，引導高素質人力資本的空間流動，通過改善人力資本結構實現(xiàn)區(qū)域經濟可持續(xù)發(fā)展。

第二，環(huán)渤海經濟帶應當加快產業(yè)結構轉型升級，提高技術創(chuàng)新水平，促使經濟增長向創(chuàng)新驅動轉化，通過提高勞動者的薪資水平，留住并吸引高素質人才。當前發(fā)展階段中級人力資本仍是促進我國經濟發(fā)展的重要動力，可通過增強中級人力資本的自我提升意識、創(chuàng)造更多的繼續(xù)教育機會等方式弱化中級人力資本在薪酬水平與高質量發(fā)展間產生的遮掩效應。

第三，長江經濟帶應當將發(fā)展重點聚焦于推動人力資本結構升級。提升本區(qū)域教育水平，改善營商環(huán)境并出臺相關人才引進政策吸引高質量人才集聚，在提升中級、高級人力資本的比例的同時做好異質型人力資本的優(yōu)化配置。此外，引導區(qū)域內人力資本有效流動、強化人才合作機制，充分發(fā)揮各省份產業(yè)發(fā)展比較優(yōu)勢，實現(xiàn)長江經濟帶經濟穩(wěn)定增長。