馬 宏

(中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430074)

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新是推動一國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的源泉。人力資本是技術(shù)創(chuàng)新的主體，無論是吸收學(xué)習(xí)國外先進(jìn)知識技術(shù)還是自主開展技術(shù)研發(fā)都離不開大量的高技能人力資本投入。人力資本可以通過知識獲取、消化、轉(zhuǎn)化和利用等能力促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新①。人力資本積累的速度、水平和規(guī)模決定了一國技術(shù)創(chuàng)新的水平②。人力資本積累水平越高，社會勞動力對于新技術(shù)的學(xué)習(xí)和吸收能力就越強(qiáng)，全要素生產(chǎn)率越高③；高水平人力資本投入規(guī)模越大，越能滿足企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新需求，研發(fā)產(chǎn)出就越多④。

雖然理論上眾多學(xué)者都認(rèn)為人力資本水平提高有利于技術(shù)創(chuàng)新，但實(shí)證研究結(jié)論卻并不一致。有些實(shí)證研究表明人力資本與技術(shù)創(chuàng)新正相關(guān)⑤；而另一些實(shí)證研究則顯示兩者呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系⑥。出現(xiàn)不一致的原因可能是因?yàn)檫@些文獻(xiàn)把人力資本當(dāng)成一個(gè)整體，而沒有考慮人力資本的個(gè)體差異。于是一些學(xué)者將人力資本按照不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了劃分，考察不同類型的人力資本對于技術(shù)創(chuàng)新的影響。目前最普遍的劃分標(biāo)準(zhǔn)是按照受教育程度的差異劃分為初級、中級和高級人力資本。彭國華、吳宇暉和付淳宇、王艷濤和崔成等學(xué)者都認(rèn)為中級和高級人力資本對技術(shù)創(chuàng)新具有重要促進(jìn)作用，初級人力資本作用有限⑦。臺航和崔小勇分析了不同類型人力資本結(jié)構(gòu)占比的變化對技術(shù)進(jìn)步的影響⑧。Cerina和Manca探討了經(jīng)濟(jì)體接近技術(shù)前沿過程中，不同類型的人力資本結(jié)構(gòu)對技術(shù)的影響效應(yīng)⑨。

由于不同水平或類型的個(gè)體人力資本在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮的作用存在差異，人力資本水平在社會不同人群中的分布狀況也會對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。中國目前教育改革還有待深化，教育資源總量緊缺和配置不均衡的現(xiàn)象普遍存在，結(jié)果導(dǎo)致人力資本分布不平等問題非常突出，難以滿足市場的各級人力資本需求。Shi等人的研究表明，中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的主要限制就在于占人口比重較大的來自農(nóng)村貧困地區(qū)的勞動力不具備充分的人力資本水平，難以適應(yīng)生產(chǎn)效率較高的經(jīng)濟(jì)要求⑩。李亞玲和汪戎的研究表明人力資本分布不均等不利于經(jīng)濟(jì)增長；Garcia等人研究發(fā)現(xiàn)處于不同的收入水平階段，人力資本分布結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮的作用會存在差異，即隨著收入水平的提高，人力資本分布結(jié)構(gòu)不平等程度的擴(kuò)大對于經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)會由正轉(zhuǎn)負(fù)。

回顧文獻(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有研究在以下方面還有待進(jìn)一步深化：首先，既有文獻(xiàn)主要側(cè)重于人力資本積累水平和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響，關(guān)于人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響研究還相對較少。其次，推動技術(shù)創(chuàng)新的動力除了來自人力資本的投入規(guī)模和質(zhì)量外，也依賴于市場有效需求規(guī)模對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的激勵(lì)。收入差距是影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品市場需求的重要因素。既有文獻(xiàn)在分析人力資本對技術(shù)創(chuàng)新的影響時(shí)，主要關(guān)注的是人力資本供給在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮的直接效應(yīng)，忽略了人力資本分布不平等作為收入不平等的重要原因，通過收入差距這個(gè)中介機(jī)制對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的間接影響。另外，人力資本投資的能力主要取決于個(gè)體或家庭擁有財(cái)富的多少，收入差距的變化有可能影響人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，目前這方面的研究還比較少見?；诖耍疚膶⑹杖氩罹嘧鳛槁?lián)系人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的重要傳導(dǎo)機(jī)制，梳理和歸納了人力資本分布結(jié)構(gòu)、收入差距和技術(shù)創(chuàng)新之間的邏輯關(guān)系，并利用省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本研究可能的貢獻(xiàn)在于：第一，不同于以往文獻(xiàn)從人力資本積累水平和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)視角分析人力資本對技術(shù)創(chuàng)新的影響，本文主要從人力資本分布結(jié)構(gòu)視角研究其對技術(shù)創(chuàng)新的影響。第二，闡明了人力資本分布結(jié)構(gòu)通過收入差距中介機(jī)制影響技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)理，并利用1999-2018年省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了收入差距在其中發(fā)揮的倒U型中介作用。第三，探討了收入差距對于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。第四，充分考慮到中國經(jīng)濟(jì)社會區(qū)域發(fā)展不平衡性，將全樣本劃分為東中西部地區(qū)子樣本，比較不同區(qū)域人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響差異。

二、人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的理論分析與研究假設(shè)

(一)人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響

人力資本分布結(jié)構(gòu)主要衡量的是人力資本分布不平等程度，它對于技術(shù)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在以下幾方面：一是人力資本分布結(jié)構(gòu)中形成的高素質(zhì)人力資本可以通過“直接促進(jìn)”和“知識溢出”機(jī)制推動技術(shù)創(chuàng)新。Vandenbussche等認(rèn)為社會上存在高素質(zhì)人力資本和低素質(zhì)人力資本兩種群體，其中高素質(zhì)人力資本對技術(shù)創(chuàng)新具有更重要的影響，他們對相關(guān)知識的探索與研究既可以直接推動技術(shù)創(chuàng)新，又可以通過“干中學(xué)”將知識溢出到低素質(zhì)人力資本，進(jìn)而提高整個(gè)社會的技術(shù)創(chuàng)新能力。彭國華、魏下海、錢雪亞、朱子云等學(xué)者研究都發(fā)現(xiàn)只有受過高等教育的高技術(shù)人力資本才對技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向作用。二是人力資本分布不平等加大了個(gè)體之間思想交流與勞動合作難度，進(jìn)而抑制技術(shù)進(jìn)步。Grafton等認(rèn)為個(gè)體之間的知識、思想交流會受到財(cái)產(chǎn)、語言、宗教以及人力資本等社會差異影響，人們往往傾向于同有相似背景的人交流。人力資本分布越不平等，不同人群人力資本水平差異越大，相互之間的個(gè)體交流也就越少，進(jìn)而阻礙了新知識、新思想的產(chǎn)生。三是人力資本分布不平等降低了技術(shù)與人力資本的匹配度，不利于技術(shù)創(chuàng)新。鄒薇、代謙的研究表明：如果技術(shù)和人力資本相匹配，人力資本就可以快速吸收這項(xiàng)技術(shù)。當(dāng)新技術(shù)與高素質(zhì)人力資本水平匹配時(shí)，中低素質(zhì)人力資本與高素質(zhì)人力資本水平差異越大，越難以掌握這門新技術(shù)。而新技術(shù)的掌握熟練程度是技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，中低素質(zhì)人力資本與新技術(shù)的匹配程度低無疑會抑制技術(shù)創(chuàng)新。人力資本分布結(jié)構(gòu)還可以影響人力資本與技術(shù)的匹配效率。Lopez等指出當(dāng)所有資本的邊際產(chǎn)出相等時(shí)，資源配置效率最高，社會產(chǎn)出效益達(dá)到最大化。當(dāng)社會上所有研究部門招聘人員具有同等人力資本水平時(shí)，這個(gè)社會的研發(fā)效率會達(dá)到最大化。人力資本分布不平等擴(kuò)大了人力資本工作能力和邊際產(chǎn)出的差異化，導(dǎo)致勞動力與技術(shù)崗位的錯(cuò)配，使得研發(fā)效率降低，抑制技術(shù)創(chuàng)新。四是人力資本分布不平等不利于技術(shù)擴(kuò)散。技術(shù)擴(kuò)散是提高全要素生產(chǎn)率的重要途徑。社會上只有少量的高技能人才掌握創(chuàng)新技術(shù)是不利于技術(shù)擴(kuò)散的，只有大規(guī)模技術(shù)生產(chǎn)部門人力資本的技能水平得到提高，技術(shù)才能有效擴(kuò)散。

可見，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)有正有負(fù)，其中高素質(zhì)人力資本帶來的是正效應(yīng)，而“阻礙新思想的交流”、“降低技術(shù)與人力資本的匹配度”和“抑制技術(shù)擴(kuò)散”帶來的是負(fù)效應(yīng)，最終效應(yīng)取決于幾種效應(yīng)的合力作用。一般情況下，隨著人力資本分布不平等程度的提高，后三種負(fù)效應(yīng)之和大于第一種正效應(yīng)，總效應(yīng)為負(fù)。

基于此，本文提出理論假設(shè)1。

假設(shè)1：人力資本分布不平等程度越高，越不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高。

(二)人力資本分布結(jié)構(gòu)通過收入差距中介機(jī)制對技術(shù)創(chuàng)新的影響

人力資本差異一直以來都是解釋收入差距的重要因素。人力資本的教育水平、技能水平和健康狀況決定了個(gè)體在勞動力市場的地位和勞動生產(chǎn)率，直接影響了勞動和非勞動收入水平。因此不同個(gè)體人力資本差異會導(dǎo)致個(gè)體之間的收入不同，影響到居民收入差距。城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)鍵決定因素就是城鄉(xiāng)間人力資本的差距。當(dāng)人力資本分布結(jié)構(gòu)不平等時(shí)，社會上不同人群的人力資本積累水平差異加大，收入差距也會隨之?dāng)U大，進(jìn)而影響技術(shù)創(chuàng)新水平。收入差距會通過價(jià)格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)影響技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)品的市場需求。價(jià)格效應(yīng)主要表現(xiàn)為高收入群體對于個(gè)性化、定制化創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)需求，規(guī)模效應(yīng)主要表現(xiàn)為中等收入者對于標(biāo)準(zhǔn)工業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品的消費(fèi)規(guī)模。收入差距對技術(shù)創(chuàng)新的作用取決于價(jià)格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)的對比。當(dāng)收入差距較小時(shí)，價(jià)格效應(yīng)大于規(guī)模效應(yīng)，收入差距的擴(kuò)大有利于技術(shù)創(chuàng)新；當(dāng)收入差距擴(kuò)大到一定程度，社會財(cái)富向少數(shù)高收入人群集中，中等收入者占社會財(cái)富的比重下降，規(guī)模效應(yīng)的抑制作用超過價(jià)格效應(yīng)的促進(jìn)作用，因此不利于技術(shù)創(chuàng)新能力提升。眾多實(shí)證研究也證實(shí)了收入不平等與技術(shù)創(chuàng)新之間存在先促進(jìn)后抑制的倒U型曲線關(guān)系。Iacopetta認(rèn)為人力資本分布不平等既影響技術(shù)創(chuàng)新的人力資本數(shù)量和質(zhì)量，也影響創(chuàng)新產(chǎn)品的市場需求，最終影響技術(shù)進(jìn)步速度。

基于此，本文提出理論假設(shè)2。

假設(shè)2：收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮倒U型中介作用。

(三)收入差距對于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

人力資本的積累主要依賴于人力資本投資的能力，而人力資本投資的能力又受到個(gè)體或家庭擁有財(cái)富多少的影響，因此收入差距會直接影響不同人群的人力資本投資能力差異。在不同程度收入差距下，人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系會隨之發(fā)生變化。

當(dāng)收入差距處于較低水平時(shí)，收入差異帶來的社會上不同人群的人力資本投資差異較小，人力資本投資差異主要受到不同人群學(xué)習(xí)能力的差異影響，學(xué)習(xí)能力強(qiáng)的個(gè)體會投資更多在人力資本上面，形成了高素質(zhì)人力資本。這種由學(xué)習(xí)者的主觀能動性推動形成的高素質(zhì)人力資本具有較強(qiáng)的科研精神，能在技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮更顯著的作用。此時(shí)進(jìn)行科技研發(fā)創(chuàng)新的企業(yè)對高素質(zhì)人力資本的依賴性很強(qiáng)，高素質(zhì)人力資本邊際創(chuàng)新效率高。隨著收入差距的擴(kuò)大，社會上不同人群的人力資本投資差異加大，高素質(zhì)人力資本的形成與父母的人力資本投資關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)，與學(xué)習(xí)能力差異的關(guān)系有所下降。貧困家庭的孩子即使有很強(qiáng)的學(xué)習(xí)能力，也會因?yàn)闆]錢讀書而受到限制。再加上隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新對高素質(zhì)人力資本的敏感度逐步下降，相反對次高素質(zhì)人力資本的供給規(guī)模敏感度上升，高素質(zhì)人力資本促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新的邊際效率會下降。另外，收入差距的擴(kuò)大增加了人力資本分布不平等程度，導(dǎo)致人力資本結(jié)構(gòu)效應(yīng)中“阻礙新思想的交流”、“降低技術(shù)與人力資本的匹配度”和“抑制技術(shù)擴(kuò)散”對于技術(shù)創(chuàng)新的制約效應(yīng)相應(yīng)增加。因此，隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響效應(yīng)會逐漸增強(qiáng)。

基于上述分析，本文提出理論假說3。

假說3：收入差距的擴(kuò)大會增加人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的不利影響。

三、人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的實(shí)證分析

(一)模型設(shè)定

根據(jù)上文理論分析和研究假說，人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，收入差距在人力資本分布不平等和技術(shù)創(chuàng)新中間發(fā)揮倒U型中介傳導(dǎo)作用。本文借鑒溫忠麟、張雷提出的方法構(gòu)建了模型(1)-(3)用來檢驗(yàn)假設(shè)1和2。

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Eduit+ai3Kit+ai4Hrit+ai5lnYit+ai6lnFTit+ai7lnFDIit+εit

(1)

Giniit=Ci0+ai1Geduit+ai2Eduit+ai3Kit+ai4Hrit+ai5lnYit+ai6lnFTit+ai7lnFDIit+εit

(2)

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Giniit+ai3Giniit^2+ai4Eduit+ai5Kit+ai6Hrit+ai7lnYit+ai8lnFTit+ai9lnFDIit+εit

(3)

其中，變量Inno表示技術(shù)創(chuàng)新，變量Gedu和Gini分別表示人力資本分布結(jié)構(gòu)和收入差距。根據(jù)現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)在分析技術(shù)創(chuàng)新時(shí)通?？紤]的因素，本文將人力資本積累水平(Edu)、研發(fā)人員投入(K)、研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入(Hr)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Y)、貿(mào)易開放程度(FT)和外商直接投資(FDI)作為控制變量納入模型中進(jìn)行分析。ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。i代表面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體省份，t表示時(shí)間點(diǎn)。為緩解異方差現(xiàn)象，本文將指標(biāo)Inno、Y、FT和FDI等絕對量數(shù)據(jù)取對數(shù)。

進(jìn)一步，為了檢驗(yàn)假說3，本文構(gòu)建了模型(4)，通過引入收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)來考察收入差距對于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的影響。模型(4)的變量說明與前文一樣。

lnInnoit=Ci0+ai1Geduit+ai2Giniit+ai3Gini*Geduit+ai4Eduit+ai5Kit+ai6Hrit+ai7lnYit+ai8lnFTit+ai9lnFDIit+εi

(4)

(二)變量衡量以及數(shù)據(jù)來源

技術(shù)創(chuàng)新(Inno)的衡量：專利數(shù)量是技術(shù)創(chuàng)新活動的主要產(chǎn)出，因此本文主要用各省區(qū)專利申請授權(quán)量作為技術(shù)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)。專利申請授權(quán)量越多，技術(shù)創(chuàng)新水平越高。

人力資本分布結(jié)構(gòu)(Gedu)的衡量：本文用教育基尼系數(shù)來衡量人力資本分布結(jié)構(gòu)，計(jì)算方法主要借鑒Castello和Domenech提出的方法，具體計(jì)算公式為：其中，Gedu為教育基尼系數(shù)，表示全體樣本受教育年限的均值。i和j都表示教育層次，n表示總的受教育層次，p代表不同受教育年限人群占總體的比例，y表示不同教育層次對應(yīng)的受教育年限。教育層次和教育年限的衡量與受教育年限的取值方法相同。教育基尼系數(shù)越大，說明人力資本分布越不平等。

收入差距(Gini)的衡量：基尼系數(shù)是衡量收入差距最主要的變量，本文借用田衛(wèi)民(2012)的方法先分別測算出各省的城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民基尼系數(shù)，然后使用分組加權(quán)法公式計(jì)算出總體的居民收入基尼系數(shù)。該系數(shù)越高，則居民收入差距越大。

人力資本積累水平(Edu)的衡量：人力資本水平的高低主要體現(xiàn)在教育水平方面。因此本文借鑒大多數(shù)文獻(xiàn)的常用做法，用人均受教育年限來衡量人力資本積累水平。具體計(jì)算方法是將教育層次劃分為文盲、小學(xué)、初中、高中和大學(xué)，相應(yīng)的教育年限分別記為0、6、9、12和16年，然后計(jì)算各個(gè)教育層次年限人口比重的加權(quán)平均值。

研發(fā)經(jīng)費(fèi)(K)和研發(fā)人員(Hr)是技術(shù)創(chuàng)新的直接投入，本文選取各省區(qū)財(cái)政支出中科學(xué)技術(shù)費(fèi)用占人均GDP的比重來衡量研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，其中1999-2006年選取財(cái)政支出中科技三項(xiàng)費(fèi)用與財(cái)政支出中科技事業(yè)費(fèi)用之和，2007-2018年采用財(cái)政支出中科學(xué)技術(shù)費(fèi)用來衡量。研發(fā)人員投入的衡量指標(biāo)主要用各省區(qū)科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)人員數(shù)量占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎尽?/p>

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Y)、貿(mào)易開放程度(FT)和外商直接投資(FDI)都是影響技術(shù)創(chuàng)新的外部環(huán)境變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)的地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新程度相應(yīng)越高。貿(mào)易開放帶來的學(xué)習(xí)效應(yīng)、競爭效應(yīng)和市場規(guī)模的擴(kuò)展效應(yīng)都有利于促進(jìn)國內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新。外商直接投資可以通過與國內(nèi)企業(yè)建立合作，傳遞先進(jìn)的知識、技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，提升國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力。本文分別用各地區(qū)的GDP來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用進(jìn)出口總額來衡量外貿(mào)開放程度，用外商直接投資額來衡量外商直接投資水平。

上述數(shù)據(jù)主要來源于1999-2018年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》，并對個(gè)別缺失數(shù)據(jù)采用移動平均法進(jìn)行了插補(bǔ)。由于海南、黑龍江、湖南、吉林、青海、山東、天津、西藏和云南等省市自治區(qū)計(jì)算基尼系數(shù)的主要數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此本文剔除了這些省份的相關(guān)數(shù)據(jù)，最終得到了其余22個(gè)省市自治區(qū)1999-2018年間的面板數(shù)據(jù)。

(三)實(shí)證結(jié)果分析

1.變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，技術(shù)創(chuàng)新在不同地區(qū)和不同年份存在較大的差異，最小值為5.01，最大值為13.08，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到1.66。人力資本分布結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)教育基尼系數(shù)均值為0.26，最低為0.16，最高為0.40，這表明人力資本分布呈現(xiàn)一定的不平等性。人均受教育年限均值水平還比較低，僅為8.43，也存在一定的地區(qū)和年份差異，最低為5.43，最高為12.56?；嵯禂?shù)的均值水平為0.36，最高達(dá)到0.49，這說明我國居民收入差距總體比較大。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.實(shí)證結(jié)果分析

(1)人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響結(jié)果分析

面板數(shù)據(jù)在回歸之前需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。本文主要采用LLC檢驗(yàn)方法對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有變量都是一階平穩(wěn)序列。接下來本文使用KAO檢驗(yàn)對所有模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來檢驗(yàn)解釋變量與被解釋變量間是否存在長期的穩(wěn)定均衡關(guān)系，結(jié)果顯示所有模型變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

為了避免經(jīng)濟(jì)變量之間互為因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題，核心解釋變量回歸時(shí)都取了滯后一期。面板數(shù)據(jù)模型可以選擇固定效應(yīng)模型或隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，我們使用stata 13.0對模型(1)-(3)進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。另外為了消除序列相關(guān)和異方差等問題的影響，我們采用了聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的處理方式。最終模型(1)-(3)的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 主效應(yīng)及中介效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表2中結(jié)果可知，模型(1)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在1%的顯著性水平上為-5.554，這說明人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，理論假設(shè)1得到驗(yàn)證。模型(2)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對于收入差距的影響系數(shù)顯著為正(β=1.909，p<0.001)，這說明人力資本分布不平等程度的提高會擴(kuò)大居民收入差距。模型(3)中人力資本分布結(jié)構(gòu)對于收入差距的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-4.201，p<0.001)，系數(shù)絕對值低于模型(1)的結(jié)果，收入差距的一次項(xiàng)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正(β=8.992，p<0.05)，收入差距的平方項(xiàng)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-13.638，p<0.01)。根據(jù)中介效應(yīng)理論可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響可以部分通過收入差距這個(gè)中介變量實(shí)現(xiàn)。收入差距和技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，即收入差距的擴(kuò)大對于技術(shù)創(chuàng)新的影響是先促進(jìn)，達(dá)到一定拐點(diǎn)后就轉(zhuǎn)為制約。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

(2)收入差距對人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果分析

為了考察收入差距對人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文對模型(4)進(jìn)行了固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)，以分析收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著性。豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 收入差距對人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

從表3中的隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果(4)可以看出，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)(β=-25.673，p<0.05)，這表明人力資本分布結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)受到了收入差距水平的調(diào)節(jié)影響。收入差距的提高會增加人力資本分布結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響系數(shù)。這符合我們的理論假設(shè)3。

四、東中西部地區(qū)人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系比較

我國地域遼闊，東部、中部和西部不同區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、收入差距和人力資本分布結(jié)構(gòu)都存在一定的差異。在不同區(qū)域，人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系、收入差距對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)很可能存在差異。因此本文將全樣本按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低劃分成三個(gè)子樣本：東部地區(qū)子樣本、中部地區(qū)子樣本和西部地區(qū)子樣本，對三個(gè)子樣本分別估計(jì)回歸模型(3)和(4)，并基于豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果選擇了固定效應(yīng)模型。變量描述性統(tǒng)計(jì)和回歸檢驗(yàn)結(jié)果分別如表4和表5所示。

表4 東中西部地區(qū)子樣本變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表5 東中西部地區(qū)子樣本估計(jì)結(jié)果比較

從表4的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看，東部地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新水平最高，西部地區(qū)的人力資本分布不平等程度和收入差距最高。

從表5的模型(3)的結(jié)果可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在東部地區(qū)和西部地區(qū)都顯著為負(fù)，分別為-7.417和-0.241，在中部地區(qū)該系數(shù)不顯著。這說明東部地區(qū)人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大對于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響最大。這可能是因?yàn)殡S著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)入技術(shù)擴(kuò)散階段，研發(fā)主力逐步由高素質(zhì)人力資本轉(zhuǎn)向次高素質(zhì)人力資本，勞動力與技術(shù)匹配效應(yīng)的負(fù)面作用逐漸加強(qiáng)，因此人力資本分布不平等對于技術(shù)創(chuàng)新的制約效應(yīng)更加顯著。

模型(4)的結(jié)果顯示，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)在東中西三個(gè)地區(qū)樣本中都顯著為負(fù)，分別為-33.480、-61.196和-40.304，這說明在中部地區(qū)，收入差距的擴(kuò)大對于人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的不利影響最大。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最低的西部地區(qū)，這種影響有所弱化。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高的東部地區(qū)，收入差距對于人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響最低，這可能是因?yàn)樵跂|部地區(qū)收入差距對于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響不顯著。

五、模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證模型的穩(wěn)健性，我們分別替換了核心解釋變量收入差距和人力資本分布結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)，用城鄉(xiāng)收入差距(城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入)替換了基尼系數(shù)；用各省接受過高等教育的人群在全省人口中的比例來衡量人力資本分布結(jié)構(gòu)，該指標(biāo)越高，說明人力資本分布越平等。模型的固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果如表6中(1)-(6)所示。結(jié)果顯示收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新之間顯示了部分中介效應(yīng)。由于可行的廣義最小二乘法(FGLS)也有利于消除組內(nèi)自相關(guān)、組間異方差和序列相關(guān)等面板數(shù)據(jù)模型中可能存在的問題影響，因此本文用可行的FGLS方法對收入差距調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行重新估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表6中(7)所示，從中可以看出，收入差距與人力資本分布結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為負(fù)，與前文結(jié)論一致，說明模型參數(shù)估計(jì)的穩(wěn)健性良好。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

接下來，我們將全部樣本按照基尼系數(shù)的高低分為高收入差距地區(qū)子樣本(基尼系數(shù)高于等于均值)和低收入差距地區(qū)子樣本(基尼系數(shù)低于均值)，對兩個(gè)地區(qū)子樣本進(jìn)行模型檢驗(yàn)，比較人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的差異，從而檢驗(yàn)收入差距對人力資本與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的影響。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。從中可知，在收入差距比較高的地區(qū)，教育基尼系數(shù)對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)都顯著為負(fù)(β=-5.883，p<0.001)，高等教育人群占比對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著為正(β=6.818，p<0.001)，而在收入差距比較低的地區(qū)，這兩個(gè)系數(shù)都不顯著。這說明高收入差距地區(qū)人力資本分布不平等程度的擴(kuò)大對于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響要比低收入差距地區(qū)更顯著，收入差距的變化確實(shí)調(diào)節(jié)了人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。另外，在低收入差距地區(qū)，收入差距對技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，而在高收入差距地區(qū)，收入差距與技術(shù)創(chuàng)新之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表7 收入差距差異地區(qū)子樣本估計(jì)結(jié)果比較

接下來我們對東部地區(qū)子樣本、中部地區(qū)子樣本和西部地區(qū)子樣本的模型也進(jìn)行了替換核心解釋變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果也與前文基本一致。

六、進(jìn)一步分析：人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)

由前文所述可知，收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮著倒U型的中介效應(yīng)，同時(shí)收入差距還對人力資本分布結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系存在著負(fù)向調(diào)節(jié)作用。因此我們可以推斷人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)可能并不是單一的，會隨著收入差距的變動呈現(xiàn)出門檻效應(yīng)。接下來，本文將收入差距作為門檻變量，檢驗(yàn)人力資本分布結(jié)構(gòu)影響技術(shù)創(chuàng)新的門檻效應(yīng)。

(一)模型構(gòu)建

本文采用Hansen(1999)建立的固定效應(yīng)面板門檻回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。建立的面板門檻模型如下:

lnInnoit=ai1Geduit(Giniit<γ1)+ai2Geduit(γ1≤Giniit<γ2)+…+ain+1Geduit(Giniit≥γn)+βi1Eduit+βi2Kit+βi3Hrit+βi4lnYit+βi5lnFTit+βi6lnFDIit+εit

(5)

模型(5)的變量解釋與前文一致，其中，收入差距(Gini)是門檻變量，人力資本分布結(jié)構(gòu)(Gedu)的系數(shù)會隨著收入差距變化，其他解釋變量的系數(shù)不隨收入差距變化。γ是待估計(jì)的門檻值。

(二)門檻檢驗(yàn)

我們采用連玉君等(2006)的方法對模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。采用兩步法進(jìn)行估計(jì)，首先，給定門檻值γ，對模型(5)進(jìn)行一致估計(jì)，得出最優(yōu)門檻值γ。接下來進(jìn)行門檻效應(yīng)顯著性的檢驗(yàn)，通過確定門檻的個(gè)數(shù)來確定模型的形式，進(jìn)而得到門檻估計(jì)值。為了增強(qiáng)常用統(tǒng)計(jì)推斷效能，本文對回歸數(shù)據(jù)均進(jìn)行300次Bootstrap重復(fù)抽樣。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果(見表8)顯示：在收入差距作為門檻變量的前提下，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響存在雙重門檻效應(yīng)，相應(yīng)的門檻值為0.3331和0.4558。

表8 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

(三)面板門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果分析

基于估計(jì)出來的門檻值，我們對模型進(jìn)行了參數(shù)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表9所示。

表9 門檻模型回歸結(jié)果

實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)收入差距低于第一門檻值0.3331時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)為-0.675，但并不顯著；當(dāng)收入差距處于門檻區(qū)間0.3331-0.4588時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響系數(shù)顯著下降為-1.737；當(dāng)收入差距進(jìn)一步擴(kuò)大，跨越了第二門檻值0.4588以后，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響系數(shù)進(jìn)一步下降(β=-2.757，p<0.001)。這說明隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布不平等程度對于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響越來越大。這與前文假設(shè)基本一致。

七、結(jié)論與建議

本文利用1999-2018年的省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的影響以及收入差距在其中發(fā)揮的中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國人力資本分布不平等程度的加深不利于技術(shù)創(chuàng)新的提高，這一點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)更為明顯；收入差距在人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮了倒U型的中介效應(yīng)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，隨著收入差距的擴(kuò)大，人力資本分布結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的不利影響也在增加，這種不利影響在中部地區(qū)最明顯。并且收入差距作為門檻變量時(shí)，人力資本分布結(jié)構(gòu)對技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)向影響具有雙重門檻效應(yīng)。因此，要提升技術(shù)創(chuàng)新水平，必須重視改善人力資本分布結(jié)構(gòu)和縮小收入差距在其中發(fā)揮的作用，根據(jù)不同區(qū)域制定側(cè)重點(diǎn)不同的相應(yīng)舉措。具體建議為：

第一，加強(qiáng)教育投入，注重教育平等，縮小人力資本分布不平等程度。首先，各級政府要增加農(nóng)村地區(qū)的教育投資，加強(qiáng)教育基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提高教師的薪資待遇，縮小城鄉(xiāng)教育差異。其次，為城鎮(zhèn)低收入家庭和農(nóng)村地區(qū)家庭提供子女教育方面的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)貼或者優(yōu)惠政策，減輕家長的教育負(fù)擔(dān)，提升低收入家庭的子女教育投資。

第二，采取有效措施縮小居民收入差距。首先，推行區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展政策，加強(qiáng)東中西部地區(qū)間經(jīng)濟(jì)協(xié)作，縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。其次，推進(jìn)農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化發(fā)展，加快小城鎮(zhèn)建設(shè)，增加農(nóng)民的收入來源，改善農(nóng)民生產(chǎn)、生活設(shè)施，縮小城鄉(xiāng)居民的收入差距。再次，加強(qiáng)低收入人群的教育支持和工作技能培訓(xùn)，提升低收入群體的人力資本水平。最后，落實(shí)精準(zhǔn)扶貧戰(zhàn)略，打好脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)，建立長效扶貧機(jī)制，防止返貧。

第三，要重視優(yōu)化人力資本分布結(jié)構(gòu)與縮小收入差距舉措的協(xié)同共進(jìn)，上述多種舉措要同步進(jìn)行，否則會降低單一政策在提升技術(shù)創(chuàng)新方面的積極效應(yīng)。

第四，不同區(qū)域的政策重點(diǎn)可以有所側(cè)重。對于東部地區(qū)來說，人力資本分布不平等對于技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響效應(yīng)最大，而收入差距的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)相對較少，收入差距對技術(shù)創(chuàng)新的制約不顯著，因此要將重點(diǎn)更多放在如何縮小人力資本分布不平等程度方面。而在中部地區(qū)，收入差距的負(fù)面調(diào)節(jié)效應(yīng)最大，因此要更多關(guān)注如何縮小居民收入差距，降低其對人力資本分布結(jié)構(gòu)和技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的不利影響。西部地區(qū)則兩方面都要兼顧。

注釋

①佟銳、高旭、王偉青：《人力資本對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力的作用》，《經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊》2008年第1期。

②R.E.Lucas，“On the Mechanics of Economic Development，”JournalofMonetaryEconomic，vol.22，no.1,1998,pp.3-42；P.M.Romer, “Endogenous Technological Change,”JournalofPoliticalEconomy,vol.98，no.5,1990,pp.71-102.

③A.A.C.Teixeira and A.S.S.Queiros,“Economic Growth，Human Capital and Structural Change:A Dynamic Panel Data Analysis,”ResearchPolicy,vol.45，no.8,2016,pp.1636-1648；F.Cinnirella and J.Streb,“The Role of Human Capital and Innovation in Economic Development:Evidence from Post-Malthusian Prussia,”EconomyGrowth,vol.22，no.2,2017,pp.193-227；高帆、汪亞楠：《城鄉(xiāng)收入差距是如何影響全要素生產(chǎn)率的？》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第1期。

④夏良科：《人力資本與R&D如何影響全要素生產(chǎn)率——基于中國大中型工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2010年第4期。

⑤J.Luckstead SM.Choi，S.Devadoss，and Ron C.Mittelhammer,“China’s Catch-up to the US Economy: Decomposing TFP through Investment-Specific Technology and Human Capital,”AppliedEconomics,vol.46，no.32,2014,pp.3995-4007.

⑥L.Pritchett, “Where Has All the Education Gone,”WorldBankEconomicReview,vol.15，no.3,2001，pp.367-391.

⑦彭國華：《我國地區(qū)全要素生產(chǎn)率與人力資本構(gòu)成》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2007年第2期；吳宇暉、付淳宇：《分級教育、人力資本與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長》，《社會科學(xué)輯刊》2014年第3期；王艷濤、崔成：《人力資本結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新模式關(guān)系研究》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究》2019年第6期。

⑧臺航、崔小勇：《人力資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長——基于跨國面板數(shù)據(jù)的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2017年第2期。

⑨F.Cerina and F.Manca，“Catch Me if You Learn：Development-Specific Education and Economic Growth,”MacroeconomicDynamics，vol.22,no.9,2016,pp.1-43.