王淑英，王潔玉

(鄭州大學(xué) 管理工程學(xué)院，鄭州 450001)

習(xí)近平總書記在十九大報告中從新時代歷史方位和戰(zhàn)略高度重申強調(diào)了“堅定實施科教興國戰(zhàn)略、人才強國戰(zhàn)略、創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”，指出“兩個一百年”目標(biāo)和中華民族偉大復(fù)興中國夢的實現(xiàn)，歸根到底靠人才、靠教育。當(dāng)前，“人口紅利”式微，“人才紅利”有望成為下一階段經(jīng)濟增長的重要推力，為了促進(jìn)我國實現(xiàn)從教育大國到教育強國的戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)變，人力資源大國向人才資源大國的歷史性跨越，首先從人才供給側(cè)角度深入探究我國高校高層次人才的培養(yǎng)對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用具有重要意義。

現(xiàn)有文獻(xiàn)中，已有很多國內(nèi)外專家、學(xué)者對教育與經(jīng)濟增長的關(guān)系展開了研究，Dennison運用經(jīng)濟增長因素分析法測算出美國1922-1957年教育對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率是20%[1]。蔡增正使用世界上194個國家和地區(qū)1965-1990年的數(shù)據(jù)考察教育對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)其在經(jīng)濟發(fā)展過程中表現(xiàn)為先弱、后強、最后稍有降低的趨勢[2]。葉茂林等基于柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，創(chuàng)造性地提出教育生產(chǎn)函數(shù)，測度不同教育程度勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，結(jié)果表明高等教育程度的勞動力的產(chǎn)出彈性最高，為0.2011[3]。黃燕萍等基于知識的外溢性原理，運用面板數(shù)據(jù)實證分析不同層級教育對中國地區(qū)經(jīng)濟增長差異的影響，發(fā)現(xiàn)初級教育作為生產(chǎn)要素直接促進(jìn)最終產(chǎn)出，而高級教育則通過加快技術(shù)創(chuàng)新與模仿的速度提高全要素生產(chǎn)率[4]。楊天平，劉召鑫根據(jù)人均受教育年限計算出教育綜合指數(shù)表示教育投入，基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建模型，并運用教育綜合指數(shù)法測算出中國高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率為3.62%[5]。

對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理分析發(fā)現(xiàn)，雖然已有不少學(xué)者關(guān)注教育對經(jīng)濟增長的測算，但是鮮有關(guān)注高校的高層次人才的培養(yǎng)對我國經(jīng)濟增長的影響。Wendler通過研究發(fā)現(xiàn)，本科教育的作用主要是創(chuàng)造穩(wěn)定的經(jīng)濟，體現(xiàn)在給大學(xué)生提供扎實的基礎(chǔ)知識、工作技能和寬廣的就業(yè)選擇面等方面；而研究生教育不僅給學(xué)生提供高級知識和技能，更著重培養(yǎng)學(xué)生的批判性思維和創(chuàng)新精神。美國的全球競爭力和創(chuàng)新能力得益于其強大的研究生教育體系，在知識經(jīng)濟時代，研究生學(xué)位將成為新的學(xué)士學(xué)位[6]。由此證明了研究生層次人才培養(yǎng)的重要性。在我國正大力實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的當(dāng)下，研究生培養(yǎng)也無疑成為了我國實現(xiàn)“人才紅利”的關(guān)鍵，而關(guān)于研究生對經(jīng)濟增長的影響，黃海軍，李立國采用地區(qū)每十萬人口授予研究生學(xué)位數(shù)衡量研究生教育水平，基于索洛模型、盧卡斯的人力資本外部性模型展開實證研究，發(fā)現(xiàn)1996-2009年間我國研究生教育對GDP年均增長的貢獻(xiàn)率為4.11%[7]。二位學(xué)者的研究對研究生教育的重要性提供了力證，但沒有考慮到研究生培養(yǎng)的空間溢出效應(yīng)，由于我國經(jīng)濟社會發(fā)展正趨向融合和協(xié)調(diào)，區(qū)域經(jīng)濟相互獨立假說已不成立，而人才具有較大的流動性，因此考慮空間溢出效應(yīng)的研究會更符合現(xiàn)實情況。此外，以上研究多以教育水平為切入點，而沒有考慮到教育的數(shù)量規(guī)模，鑒于高校擴招現(xiàn)象一直是社會關(guān)注的熱點話題，本文擬將研究生培養(yǎng)規(guī)模作為主要觀測點，采用2003-2016年間省級面板數(shù)據(jù)，運用計量經(jīng)濟學(xué)空間杜賓模型對中國高校研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)展開實證研究。

一、研究生規(guī)模的發(fā)展及其對經(jīng)濟增長的影響

(一)我國高校研究生數(shù)量規(guī)模的發(fā)展概況

我國高等教育起源于清朝末年，新中國建立后尤其改革開放四十年來，高等教育事業(yè)的蓬勃發(fā)展，使我國完成了從曾經(jīng)文盲率90%以上到高等教育普及化的轉(zhuǎn)變。1999年，為解決經(jīng)濟和就業(yè)問題，教育部出臺《面向21世紀(jì)教育振興行動計劃》，高等教育(包括大學(xué)本科、研究生)開啟了擴大招生人數(shù)的教育政策改革。這些年來，我國博士、碩士在校生人數(shù)逐年上漲，從2003至2016年，博士在校生由136687人增加到342027人，增長2.5倍，碩士在校生由514115人增加到1639024人，增長3.2倍。研究生在高校博、碩、本、專四個層次在校生總數(shù)中的比重由3.76%增長到5.69%。

從逐年增長率來看，博士和碩士研究生增長率在整體上呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，2003至2005年，受高校擴招政策的影響，博士和碩士在校生增長率仍然較大，但同時也在以較大幅度逐年下降。2006年以來，博士研究生增幅放緩，趨于平穩(wěn)，碩士研究生增長率整體上逐年下降，但2009和2010年出現(xiàn)增長率突增的情況，這是由于在2009年環(huán)球金融風(fēng)暴的背景下，教育部對研究生招生比例進(jìn)行了調(diào)節(jié)(見表1圖1)。

表1 2003-2016年我國研究生規(guī)模統(tǒng)計表

(二)高校研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響機制

高校作為人才培養(yǎng)的重要場所，肩負(fù)著為經(jīng)濟社會發(fā)展輸送優(yōu)秀人才的重任，在當(dāng)今知識經(jīng)濟時代，經(jīng)濟的增長愈加依靠知識生產(chǎn)和創(chuàng)新，因而研究生人才對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用將更為突顯。一方面，高校培養(yǎng)的研究生作為高層次人才，是社會生產(chǎn)領(lǐng)域所需的重要人力資本；另一方面，研究生所具備的創(chuàng)造知識、科研創(chuàng)新能力是我國科學(xué)技術(shù)不斷進(jìn)步的重要推動力，有數(shù)據(jù)顯示，中國高校承擔(dān)了60%以上的國家重大科學(xué)研究計劃以及80%以上的國家自然科學(xué)基金項目，國家科技獎中中國重要的科技進(jìn)步獎有1/3來自高校。

高校研究生對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)也主要通過人力資本和科研創(chuàng)新的空間溢出來體現(xiàn)，首先，有研究表明，人力資本能夠顯著促進(jìn)技術(shù)的進(jìn)步和生產(chǎn)率的增長[8-11]，人力資本的空間溢出效應(yīng)在勞動力輸入地顯示出內(nèi)溢效應(yīng)，在勞動力輸出地顯示出外溢效應(yīng)[12-13]，本地區(qū)經(jīng)濟增長受到來自相鄰地區(qū)人力資本溢出作用的影響，相鄰地區(qū)高等教育人力資本每提高1%，可促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟增長4.79%[14]。 其次，科研創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的溢出效應(yīng)主要通過本省科研創(chuàng)新產(chǎn)出帶動鄰近省域科研產(chǎn)出同向變化、科研創(chuàng)新在其他省域經(jīng)濟領(lǐng)域的成果轉(zhuǎn)化、在本省份科研成果轉(zhuǎn)化后通過人力資本和科技產(chǎn)出在省域間流動等三種途徑來實現(xiàn)[15]，有研究表明，高?？蒲挟a(chǎn)出在省域間具有正向的空間溢出效應(yīng)，即一個省域科研產(chǎn)出增長，會促進(jìn)其鄰近省域高校科研產(chǎn)出的增加[16](圖2所示)。

圖1 2003-2016年博碩研究生人數(shù)及其增長率

圖2 高校研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響

二、區(qū)域經(jīng)濟空間相關(guān)性分析

(一)數(shù)據(jù)說明與變量處理

本文使用2003-2016年我國大陸地區(qū)29個省、市、自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，其中各地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值及其指數(shù)、固定資產(chǎn)投資及其價格指數(shù)等來自《中國統(tǒng)計年鑒》，研究生在校人數(shù)來源于《中國教育年鑒》，勞動力(從業(yè)人數(shù))數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。由于重慶市缺少獨立的基期資本存量數(shù)據(jù)，故將其并入四川省，西藏地區(qū)缺少固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，所以將其剔除。數(shù)據(jù)處理運用了ArcGis、GeoDa和MATLAB軟件。

一是經(jīng)濟增長。研究用我國29個省(市、自治區(qū))的實際GDP衡量經(jīng)濟增長水平，GDP以 2000年為基期進(jìn)行了平減處理。

二是研究生規(guī)模。用《中國教育年鑒》中各省份高等教育學(xué)校(機構(gòu))在校研究生數(shù)衡量研究生規(guī)模，其中博士在校生用DOC表示，碩士在校生用MAS表示?？紤]到高校研究生規(guī)模對當(dāng)年經(jīng)濟增長的影響具有一定的滯后性，本研究中博士DOC和碩士MAS采取的是對滯后效應(yīng)的計量，滯后期選取為3年。

三是資本存量。本文對資本存量的估算沿用張軍[17]改進(jìn)的永續(xù)盤存法，即選取某一年作為基期，然后按不變價格計算各省份的資本存量，基本公式為：

Kit=Iit+(1-δit)Kit-1

(1)

式(1)涉及投資流量I、投資價格指數(shù)、折舊系數(shù)δ、基期物質(zhì)資本存量等四個變量。本研究選取“固定資產(chǎn)投資”表示投資流量，以2000年為基期折算不變價格，折舊系數(shù)采用張軍給出的9.6%，基期資本存量為張軍估算的中國省際物質(zhì)資本存量中2000年數(shù)據(jù)。

四是勞動人口。本研究選取各省份年末從業(yè)人員數(shù)量作為衡量勞動力人口的指標(biāo)，該指標(biāo)反映了一定時期內(nèi)社會勞動力的投入量，用L表示。

(二)空間相關(guān)性檢驗

1.空間權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣是通過n階方陣W設(shè)定觀察值之間的位置關(guān)系，目前有相鄰空間權(quán)重矩陣、距離空間權(quán)重矩陣、經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣等三種典型的設(shè)定方式，由于在實際操作中地理距離很難獲取且易產(chǎn)生較大誤差，而經(jīng)濟空間權(quán)重矩陣會導(dǎo)致模型出現(xiàn)多重共線性問題，因此本文采用相鄰空間權(quán)重矩陣的一階Rook矩陣測量區(qū)域間的空間關(guān)系。

2.全局空間相關(guān)性。即變量在全局區(qū)域內(nèi)的空間自相關(guān)特征，在空間計量經(jīng)濟學(xué)中常用Moran’I來度量。Moran’I指數(shù)的計算公式為：

(2)

式(2)中，xi為i地區(qū)的觀測值，Wij為空間權(quán)重矩陣，n為樣本地區(qū)數(shù)。Moran’I指數(shù)取值區(qū)間為(-1，1)，其值大于0代表變量在整體區(qū)域內(nèi)存在正的空間自相關(guān)性，小于0代表存在負(fù)的空間自相關(guān)性，且其絕對值越大，代表空間自相關(guān)性越強。

利用GeoDa生成的空間權(quán)重矩陣，計算2006-2016年我國地區(qū)生產(chǎn)總值的全局Moran’I值如表2，可以看出各年的Moran’I值都非常顯著，說明我國經(jīng)濟增長存在顯著的空間正相關(guān)性。

表2 2006-2016年Moran’I值

3.局部空間相關(guān)性。即全局區(qū)域內(nèi)每個地區(qū)與其臨近地區(qū)的空間關(guān)系，可用局部Moran’I指數(shù)、Moran散點圖或LISA集聚圖進(jìn)行測量。其中局部Moran’I指數(shù)計算公式為：

(3)

式(3)中，各符號的解釋與式(2)相同。

圖3是我國2006年、2011年和2016年各省GDP局部空間自相關(guān)的Moran散點圖。圖中，橫軸為區(qū)域GDP，縱軸為鄰近地區(qū)GDP，每一個點則表示其所代表省份的LocalMoran’I值?？梢钥闯觯@些觀測值無規(guī)則地分布于四個象限中，表現(xiàn)出集聚特征，這說明區(qū)域GDP在空間上存在著聯(lián)系。

圖3 我國區(qū)域經(jīng)濟增長2006、2011、2016年Moran指數(shù)散點圖

三、空間計量模型的構(gòu)建與選擇

(一)理論模型構(gòu)建

本研究基于Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)建立經(jīng)濟模型。Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的基本形式為

Y=AKαLβ

(4)

式(4)中，Y代表產(chǎn)出，A代表技術(shù)水平，K代表資本投入，L代表勞動力投入，α是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β是勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)。

對式(4)取對數(shù)并引入研究生變量，得到本研究的基本模型：

lnYit=lnA+β1Xit-3+β2lnKit+β3lnLit+u

(5)

式(5)中，i=1,2,…,29，代表具體的省/直轄市/自治區(qū)；t=2006,2007,…,2016，代表年份；高校研究生規(guī)模對當(dāng)年經(jīng)濟增長的影響具有一定的滯后性，因此本研究中博士DOC和碩士MAS采取的是對滯后效應(yīng)的計量，滯后期選取為3年。

(二)空間計量模型

現(xiàn)實中許多經(jīng)濟數(shù)據(jù)都不可避免地受到空間位置的影響，而現(xiàn)有研究則通常假定各個地區(qū)的變量相互獨立，根據(jù)“任何事物之間都有關(guān)聯(lián)性且距離越近的省份關(guān)聯(lián)性越強”的地理學(xué)第一定律[18-19]，本研究在基礎(chǔ)模型中加入空間位置信息，構(gòu)建空間計量模型。

在本研究基礎(chǔ)模型中加入被解釋變量的空間滯后項Wy即可得到空間滯后回歸模型(SLM)，其基本形式為：

y=ρWy+Xβ+ε,ε～N(0,σ2In)

(6)

式(6)中，y為被解釋變量的n維列向量，X為解釋變量的n*k階矩陣，ρ是空間自相關(guān)系數(shù)，用以衡量相鄰地區(qū)的變值對本地區(qū)變量的影響方向，ρ>0表示存在空間溢出效應(yīng)，反之則不存在；β為k*1階參數(shù)向量，ε為隨機擾動項，W是n*n階空間權(quán)重矩陣。由此得到本研究的空間滯后模型為：

(7)

在本研究基礎(chǔ)模型中加入隨機誤差的空間滯后項即可得到空間誤差模型(SEM)，其基本形式為：

y=βX+μ,μ=λWμ+ε,ε～N(0,σ2In)

(8)

式(8)中，λ為n*1階空間誤差系數(shù)，用以衡量相鄰地區(qū)的變值對本地區(qū)變量的影響方向，λ>0表示存在空間溢出效應(yīng)，反之則不存在；μ為服從正態(tài)分布的隨機誤差向量；其他符號含義與式(7)相同。由此得到本研究的空間滯后模型為：

(9)

在本研究基礎(chǔ)模型中既加入被解釋變量的滯后項又加入解釋變量的滯后項即可得到空間杜賓模型(SDM)，其基本形式為：

y=ρWy+Xβ+λWX+ε,ε～N(0,σ2In)

(10)

式(10)中各符號含義與式(6)式(8)相同。由此得到本研究的空間杜賓模型為：

(11)

(三)模型的選擇

為了確定最優(yōu)模型，本文進(jìn)行了Wald檢驗和似然比LR檢驗，結(jié)果如表3所示。由表中數(shù)據(jù)可知，無論解釋變量是博士生還是碩士生，兩種檢驗結(jié)果統(tǒng)計量的伴隨概率均小于0.01，即在1%顯著性水平下拒絕ζ( ξ) = 0 和 ζ( ξ)+λα( β) = 0的原假設(shè)，表明對于省域經(jīng)濟增長而言，空間杜賓模型較之空間滯后模型和空間誤差模型的效果更好。

表3 Wald檢驗和LR檢驗

四、實證結(jié)果

(一)Hausman檢驗

為了確定空間杜賓模型應(yīng)選用何種效應(yīng)(固定效應(yīng)或是隨機效應(yīng))，本研究通過Hausman檢驗考察空間效應(yīng)與解釋變量之間的相關(guān)性，結(jié)果如表4。由表可知，統(tǒng)計量伴隨概率為0.0000，表明在1%顯著性水平下拒絕個體效應(yīng)與解釋變量無關(guān)的原假設(shè)，應(yīng)選擇空間面板固定效應(yīng)模型。

表4 Hausman檢驗

(二)結(jié)果分析

表5列出了我國省域經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)的空間杜賓模型的各類固定效應(yīng)模型估計及檢驗結(jié)果，表6列出了空間杜賓各個模型的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。在3種固定效應(yīng)的估計中，時間固定效應(yīng)模型的調(diào)整后R2、Sigma2、log L 等統(tǒng)計量均具有較好的擬合度，因此后續(xù)的研究中選擇時間固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果進(jìn)行討論。

從表5可知，模型的空間自相關(guān)系數(shù)ρ為正且通過5%水平的顯著性概率檢驗，驗證了中國高校研究生規(guī)模對推動經(jīng)濟增長存在空間效應(yīng)。具體而言，從空間交互項來看，W*lnDOC和W*lnMAS的系數(shù)均為正，分別為0.113、0.137，皆通過了1%水平的顯著性檢驗，說明博士、碩士研究生都對經(jīng)濟增長存在正向的空間溢出效應(yīng)，且碩士生的空間溢出效應(yīng)大于博士生。W*lnK的系數(shù)為正，且通過了10%水平的顯著性檢驗，說明資本存量對推動經(jīng)濟增長也具有正向的空間相關(guān)性；而W*lnL的系數(shù)為負(fù)，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明勞動力對推動經(jīng)濟增長具有負(fù)向的空間相關(guān)性。

表5 研究生規(guī)模影響區(qū)域經(jīng)濟增長的空間杜賓模型

注：***、**和*分別表示在1%、5%、10%的置信水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)字為t 統(tǒng)計值。

據(jù)表6中實證結(jié)果，從直接效應(yīng)來看，博士研究生的系數(shù)為0.031，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明博士研究生每增加1%，會促進(jìn)本地區(qū)三年后的經(jīng)濟增長0.031%；碩士研究生的系數(shù)為0.021，但這一結(jié)果沒有通過顯著性檢驗，說明碩士研究生對本地區(qū)經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用并不顯著。從間接效應(yīng)來看，博士、碩士研究生均能顯著地促進(jìn)相鄰省域的經(jīng)濟增長，其回歸系數(shù)值分別為0.126、0.153，且都在1%水平上顯著，這說明博士研究生不僅能夠促進(jìn)其所在地區(qū)經(jīng)濟增長，還能帶動鄰近省域的經(jīng)濟增長，博士生規(guī)模每擴大1%，可促進(jìn)鄰近省域三年后經(jīng)濟增長0.126%，而碩士研究生規(guī)模每擴大1%，會促進(jìn)相鄰省域三年后的經(jīng)濟增長0.153%。從總效應(yīng)來看，博士、碩士研究生均通過了1%水平的顯著性檢驗，回歸系數(shù)分別為0.157和0.174，說明其二者對所有地區(qū)的經(jīng)濟增長有顯著促進(jìn)作用，博士、碩士研究生規(guī)模擴大1%，可分別促進(jìn)我國三年后的經(jīng)濟增長0.157%、0.174%。

表6 研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長影響的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)

注：***、**和*分別表示在1%、5%、10%的置信水平上顯著，括號內(nèi)數(shù)字為t 統(tǒng)計值。

五、結(jié)論建議

本文運用2003-2016年我國大陸地區(qū)29個省份的面板數(shù)據(jù)，在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上建立空間計量模型，實證研究了我國高校研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)及其所呈現(xiàn)的空間特征。研究發(fā)現(xiàn)：第一，我國高校研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長存在正向的空間溢出效應(yīng)，說明整體而言區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展對高校研究生數(shù)量上的需求并未飽和，也遠(yuǎn)未達(dá)到均衡狀態(tài)；第二，碩博研究生、從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的彈性系數(shù)都遠(yuǎn)小于物質(zhì)資本存量的彈性系數(shù)，說明我國目前仍然是資本驅(qū)動型的經(jīng)濟發(fā)展方式，同時也說明當(dāng)前我國研究生教育總體發(fā)展仍然不足，需要加強人力資本投資；第三，博士和碩士研究生規(guī)模對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)存在差異，博士研究生不僅可以促進(jìn)本地的經(jīng)濟發(fā)展，而且能帶動相鄰省域的經(jīng)濟發(fā)展，而碩士研究生對相鄰省域的經(jīng)濟發(fā)展作用更為顯著，考慮到博士研究生規(guī)模僅為碩士研究生規(guī)模的1/5，說明高層次人才具有更大的生產(chǎn)潛力?；谝陨涎芯?，本文提出以下政策建議：

(一)推進(jìn)人才培養(yǎng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革

近年來，我國高校研究生規(guī)模實現(xiàn)穩(wěn)增長，但是隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和變動不可避免，由此產(chǎn)生了對不同專業(yè)人才的需求變化，而高等教育本身具有滯后性和周期長的特點，并且人才需求的預(yù)測難以準(zhǔn)確無誤，這就導(dǎo)致高校人才培養(yǎng)的專業(yè)結(jié)構(gòu)難以與社會需求相吻合，專業(yè)人才的培養(yǎng)也往往滯后于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整。要改變這種人才供給側(cè)結(jié)構(gòu)性失衡狀況，高校必須根據(jù)學(xué)科的最新發(fā)展，做好人才培養(yǎng)與用人市場的銜接，及時增設(shè)新興、邊緣、交叉學(xué)科，加快布局人工智能、云計算、大數(shù)據(jù)、媒體融合等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展和民生領(lǐng)域急需相關(guān)專業(yè)，推動學(xué)科群、專業(yè)群與產(chǎn)業(yè)群對接；同時樹立前瞻性思維和變革性理念，加快構(gòu)建與未來發(fā)展和產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級方向相適應(yīng)的學(xué)科專業(yè)體系，為經(jīng)濟發(fā)展提供人才支撐。

(二)厚植創(chuàng)新引領(lǐng)力，打造創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展模式

當(dāng)前，我國進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟發(fā)展的新動能將更多依靠科技創(chuàng)新，因此需要厚植創(chuàng)新引領(lǐng)力，實現(xiàn)我國經(jīng)濟發(fā)展模式由資本驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動的根本性轉(zhuǎn)變。高校作為最重要的科研創(chuàng)新平臺，應(yīng)充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，推動產(chǎn)學(xué)研用四方面深度融合，聚焦受制于人的核心技術(shù)、轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵難題和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的迫切需要，與科研院所、企業(yè)合作組建產(chǎn)學(xué)研用聯(lián)盟，整合各方優(yōu)勢資源，推動跨學(xué)校、跨學(xué)科、跨行業(yè)聯(lián)合攻關(guān)，從而源源不斷地催生新技術(shù)、新業(yè)態(tài)、新行業(yè)。同時，要致力于破除科技成果轉(zhuǎn)化及產(chǎn)業(yè)化應(yīng)用的制度性障礙：一方面要加強成果轉(zhuǎn)移、轉(zhuǎn)化平臺建設(shè)，支持高?？萍紕?chuàng)新成果和核心技術(shù)產(chǎn)業(yè)化，破除高?？蒲谐晒c市場、企業(yè)間的壁壘，打通科技成果轉(zhuǎn)化通道，促進(jìn)創(chuàng)新鏈、產(chǎn)業(yè)鏈和市場需求有機銜接；另一方面要落實以增加知識價值為導(dǎo)向的分配政策，下放科技成果使用、處置和收益分配權(quán)，從而充分激發(fā)高校科研人員投身產(chǎn)業(yè)技術(shù)攻關(guān)的積極性、主動性和創(chuàng)造性。

(三)提升引才聚才質(zhì)量，聚力打造人才優(yōu)勢

基于本文研究，我們發(fā)現(xiàn)博士研究生與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展適應(yīng)性良好，博士生規(guī)模的增加為社會經(jīng)濟發(fā)展提供了高素質(zhì)的勞動力，顯著促進(jìn)了本地區(qū)和鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長；碩士研究生對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響不顯著，對鄰近地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的促進(jìn)作用，這反映出相較于博士研究生，碩士研究生具有更大的流動性，同時也意味著碩士研究生存在較為嚴(yán)重的人才流失問題。當(dāng)前，我國各地區(qū)對于高層次人才的競爭持續(xù)升溫，一些“新一線”和二、三線城市陸續(xù)出臺人才新政，追逐高端人才紅利，而中西部欠發(fā)達(dá)省份由于自然稟賦較差、經(jīng)濟基礎(chǔ)薄弱，對高層次人才缺乏足夠的吸引力和凝聚力，導(dǎo)致人才外流嚴(yán)重、引進(jìn)困難，這也成為制約當(dāng)?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的最大“瓶頸”。因此，欠發(fā)達(dá)地區(qū)要聚焦自身產(chǎn)業(yè)布局，建立貼合市場需求的人才培育體系，同時，改革人才激勵、評價、分配機制，向用人主體放權(quán)，為人才松綁，以更加開放的舉措和更加優(yōu)惠的政策打造高層次人才施展才華的廣闊空間，讓高層次人才的創(chuàng)造活力競相迸發(fā)、聰明才智充分涌流。