技術(shù)進步、人力資本與中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化關(guān)系研究
——基于面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸的實證分析

林春艷，孔凡超，喬 文

（山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，山東濟南 250014）

技術(shù)進步、人力資本與中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化關(guān)系研究
——基于面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸的實證分析

林春艷，孔凡超，喬 文

（山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院，山東濟南 250014）

技術(shù)進步、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的匹配程度在很大程度上決定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的質(zhì)量和效率。文章以1998-2013年全國31省市為研究對象，通過建立面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型研究技術(shù)進步、人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響路徑。研究發(fā)現(xiàn)：（1）技術(shù)進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化促進作用主要源自技術(shù)變動方面，技術(shù)變動作用呈倒U型趨勢，技術(shù)進步的前沿轉(zhuǎn)換效應逐漸向追趕效應轉(zhuǎn)化。（2）人力資本存量和人力資本結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響作用具有明顯差異。（3）技術(shù)進步和人力資本的影響作用均呈現(xiàn)出區(qū)域異質(zhì)性特征。技術(shù)變動在中、西部的促進作用要高于東部，而效率變動正向作用更多體現(xiàn)在東部。人力資本有利于東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展，而其作用在中、西部地區(qū)差異明顯。

技術(shù)進步；人力資本；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化；面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸

0　引 言

在我國經(jīng)濟新常態(tài)下，經(jīng)濟增速放緩，以及產(chǎn)業(yè)“潮涌現(xiàn)象”，使得我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級形勢更為嚴峻，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展已成為轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式必然選擇。目前，研究中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級已成為當前學術(shù)研究領(lǐng)域的熱點問題［1］。由于產(chǎn)業(yè)間技術(shù)結(jié)構(gòu)、要素結(jié)構(gòu)以及需求結(jié)構(gòu)等因素的差異，各生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)間自由流動配置，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的本質(zhì)是產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率不斷提高的動態(tài)過程，該過程也是要素配置、技術(shù)進步以及市場導向等因素的作用結(jié)果。技術(shù)進步是后發(fā)國家縮小技術(shù)差距和促進新興產(chǎn)業(yè)崛起的有效途徑［2］，而人力要素與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的匹配程度直接影響著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的質(zhì)量和效率［3］。

對于技術(shù)進步、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)系。一方面，從經(jīng)濟發(fā)展角度來看，技術(shù)進步能夠改變企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營模式，使得產(chǎn)業(yè)部門要素結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動，特定產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展速度與技術(shù)突破時間存在密切聯(lián)系。技術(shù)創(chuàng)新的“極化規(guī)律”和“擴散效應”決定著產(chǎn)業(yè)間更替順序和結(jié)構(gòu)變遷方向［4-5］，在一定時空條件下，技術(shù)創(chuàng)新是我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的直接推動力［6-7］。另一方面，蔡昉等［8］、靳衛(wèi)東［9］、戴啟文等［10］、冉茂盛等［11］等研究表明，人力資本存量是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要因素，其水平在很大程度上決定著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的速度、質(zhì)量。由于區(qū)域間勞動力質(zhì)量水平差異，及人力資本的異質(zhì)性特征，人力資本結(jié)構(gòu)分布對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的作用呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域特點［12］。

具體而言，Peneder［13］認為人力資本的積累使相關(guān)產(chǎn)業(yè)或者部門率先進入規(guī)模報酬遞增階段，生產(chǎn)要素會由低生產(chǎn)率部門流向高生產(chǎn)率部門。齊鷹飛等［14］、張桂文等［15］研究表明，人力資本結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的耦合相似度，很大程度上決定了勞動力、物質(zhì)資本以及人力資本在產(chǎn)業(yè)間的配置效率。兩者匹配程度越高，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換速度和創(chuàng)新能力越高效，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程越快，反之，人力資本結(jié)構(gòu)分化易引起產(chǎn)業(yè)部門間的技術(shù)差異，造成產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移“空心化”現(xiàn)象。人力資本外部性特征在不斷優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)的同時，能夠提高產(chǎn)業(yè)或部門生產(chǎn)效率［16］，通過“干中學”和“知識外溢”傳導效應，誘發(fā)產(chǎn)業(yè)部門的技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新［17］，促進技術(shù)引進和吸收［18］，進而推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化發(fā)展。

已有大多數(shù)文獻主要集中于技術(shù)進步或人力資本單方面因素對經(jīng)濟增長或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的作用關(guān)系，而關(guān)于技術(shù)進步、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化關(guān)系的研究文獻較少。我國技術(shù)進步、人力資本究竟與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化之間存在怎樣影響關(guān)系？兩者對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化影響有何特點？其區(qū)域路徑作用模式有何差異？這對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展有何指導意義？這些問題一直是研究者討論的焦點，針對以上問題，本文將試圖以理論分析為基礎，結(jié)合面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法研究技術(shù)進步、人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的作用機制及其區(qū)域特征。

1　理論分析

在比較優(yōu)勢理論中，要素稟賦結(jié)構(gòu)與技術(shù)結(jié)構(gòu)的合理化配置是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定增長的基礎，為從理論角度闡述技術(shù)進步、人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用機理，本文首先以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎分析技術(shù)進步與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系，表達形式如下：

其中，（1）式為地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)，（2）式為地區(qū)各產(chǎn)業(yè)人均生產(chǎn)函數(shù)，Y代表各地區(qū)產(chǎn)出，A代表技術(shù)進步，K代表資本存量，L代表勞動力投入量，α為資本存量的產(chǎn)出彈性，β為勞動力投入量的產(chǎn)出彈性，i代表各產(chǎn)業(yè)，*為對應各產(chǎn)業(yè)函數(shù)參數(shù)。

對應（1）、（2）式，人均生產(chǎn)函數(shù)和產(chǎn)業(yè)人均生產(chǎn)函數(shù)可構(gòu)建為（3）、（4）式，形式如下：

參考技術(shù)選擇指數(shù)［19］，用以反映產(chǎn)業(yè)發(fā)展偏離自身比較優(yōu)勢的程度，技術(shù)選擇指數(shù)定義為產(chǎn)業(yè)資本勞動比率與地區(qū)資本勞動比率的比值，具體公式形式：

根據(jù)（4）、（5）式可得出：

為剖析其中內(nèi)在關(guān)系，借鑒干春暉［20］所運用的Shift-Share模型，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷從產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長中分解出來，具體形式見（7）式：

其中，g表示總體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)勞動生產(chǎn)率水平，用以反映總體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平，si表示第i產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)所占全部就業(yè)人數(shù)的比重，

（7）式中將總體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)勞動生產(chǎn)率分解為靜態(tài)效應和動態(tài)效應。具體來說，為靜態(tài)效應，表示要素生產(chǎn)率保持不變的條件下，產(chǎn)業(yè)間勞動力由低生產(chǎn)率部門向高生產(chǎn)率部門轉(zhuǎn)移所帶來的增長效應，這是由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動（差異）所產(chǎn)生的。為動態(tài)效應，表示產(chǎn)業(yè)間勞動力由生產(chǎn)率增長較慢部門轉(zhuǎn)向生產(chǎn)率增長較快部門所產(chǎn)生的增長效應，這種效應不僅與產(chǎn)業(yè)間要素變化有關(guān)，還與產(chǎn)業(yè)部門生產(chǎn)率變化有關(guān)。為內(nèi)部增長效應。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷效應為靜態(tài)效應與動態(tài)效應之和。（7）式說明總體勞動生產(chǎn)率是由整體技術(shù)水平與部門內(nèi)部技術(shù)效率變化引起的，這意味著產(chǎn)業(yè)技術(shù)間選擇與技術(shù)進步，有利于要素高效配置，從而能夠有效推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

關(guān)于人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的作用關(guān)系，參考Temple和Woessmann［21］以及周少甫［22］所推導的二元經(jīng)濟增長模型，其以兩部門（傳統(tǒng)部門a和現(xiàn)代部門m）經(jīng)濟模型為基礎，將人力資本區(qū)分為無技能人員L0和有技能人員L1，經(jīng)濟增長具體公式（鑒于篇幅原因，推導過程并未列出）見（8）式：

Y為實際產(chǎn)出，.Y表示Y關(guān)于時間的導數(shù)（.Aa、.Am、.K、.L均是其關(guān)于時間的導數(shù)）。A為技術(shù)水平，L為工人數(shù)，K為資本，q為兩部門工資比，η為支付給勞動的收入份額，1-η為支付給資本的收入份額，s為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門產(chǎn)出所占份額，φ為經(jīng)濟調(diào)整速度，p為工人由傳統(tǒng)部門轉(zhuǎn)移到現(xiàn)代部門的概率，δ=Lm1/L，表示現(xiàn)代部門有技能人員的比例。

而唐輝亮［23］根據(jù)DTC模型推導出人力資本結(jié)構(gòu)、技術(shù)配置與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的理論模型，公式形式如下：

H、L分別為熟練勞動力和非熟練勞動力的人數(shù)，Yh、Yl表示技術(shù)密集型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出水平，Ah、Al表示中間產(chǎn)品種類數(shù)，qh、ql表示對應勞動力的機器質(zhì)量水平，ε為兩要素的替代彈性。

公式（9）說明勞動密集型產(chǎn)業(yè)向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)方向轉(zhuǎn)換（或兩產(chǎn)業(yè)中間產(chǎn)品數(shù)）與勞動力供給結(jié)構(gòu)（熟練和非熟練）、機器質(zhì)量水平結(jié)構(gòu)以及要素替代彈性ε相關(guān)，由于ε＞1，當H/L和qh/ql越大，即熟練勞動力相對比例越高，與之相匹配的機器質(zhì)量層次越高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)愈向技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)升級，而與勞動力相匹配的機器質(zhì)量水平在一定程度上是技術(shù)進步的外在表征，這充分說明人力資本、技術(shù)進步是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的重要影響因素?；诖?，本文從技術(shù)進步、人力資本兩方面探討其對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用機制。

2　變量、模型及數(shù)據(jù)

2.1變量

2.1.1被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化（IS）的測度方法主要有靜態(tài)比較法、動態(tài)判別法以及指標法，為更好體現(xiàn)出產(chǎn)業(yè)的比例變化和生產(chǎn)率高低，本文借鑒劉偉［24］、黃亮雄［25］做法，利用指標法構(gòu)建指標形式如式（10）：

其中，i代表地區(qū)，n代表產(chǎn)業(yè)，t代表時間，rint為t年份i地區(qū)第n產(chǎn)業(yè)增加值所占總體產(chǎn)業(yè)的比重，Lint為t年份i地區(qū)第n產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)率。N為產(chǎn)業(yè)總數(shù)目，可依據(jù)研究問題進行細分，本文中總數(shù)目為3。若一國經(jīng)濟體中勞動生產(chǎn)率高的產(chǎn)業(yè)部門所占比例越高，則該國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)ISit也就越大。與劉偉的處理方法一致①該處理方法是進行國際比較而通用的一種形式，量綱化公式為Lnt=（L′nt-Lntb）/（Lntf-Lntb），Lntb、Lntf分別為工業(yè)化開始和結(jié)束時產(chǎn)業(yè)n的勞動生產(chǎn)率，具體參照chenery（1986）標準，本文以2005年的換算數(shù)值為標準。，將Lint進行量綱化處理以便于比較。

該指數(shù)是產(chǎn)業(yè)比例及其生產(chǎn)率的綜合效用結(jié)果，但難以反映兩者的相對貢獻程度。為此，本文進一步將ISit進行分解，使其能夠表征產(chǎn)業(yè)間比例關(guān)系和勞動生產(chǎn)率的變化，分解形式見式（11）：

運用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)構(gòu)造的方法，分別測算1998-2013年全國以及31個省市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)及其分解效應。

圖1　中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)效應分解

圖2　區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)總效應

圖1和圖2分別刻畫了全國及各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)分解效應的分布趨勢狀況。圖1表明，從1998 -2013年，全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的總效應均為正值，則中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)逐年上升，2007年增幅達到峰值，在這期間，總效應變動趨勢與技術(shù)效應大保持著高度一致性，技術(shù)效應大于零，其值要顯著大于結(jié)構(gòu)效應，結(jié)構(gòu)效應在2004、2008、2010和2011年小于零，從總體范圍來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)總效應變動主要是因為技術(shù)效應的變化，這意味著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展動力主要來源于產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)率的提升，即相比產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)本身比例的變化，技術(shù)效應能夠有效推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展。

具體而言，從1998-2003年，“國企改革”、“抓大放小”等一系列政策的實施，使得市場化程度得到明顯提高，在此期間，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)總效應持續(xù)上升，受到“入世”沖擊的影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化增長幅度經(jīng)2004年的短暫調(diào)整之后快速增長至2007年最高點，2008年由于全球經(jīng)濟形勢下滑，高度化指數(shù)總效應在2008年迅速回落，之后我國出臺大規(guī)模投資刺激政策后，其值在2010年出現(xiàn)反彈后呈明顯下降趨勢，盡管2010年以后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)結(jié)構(gòu)效應逐漸增加，但技術(shù)效應下降明顯，“產(chǎn)業(yè)潮涌”等現(xiàn)象導致產(chǎn)能過剩愈發(fā)嚴重，使得2013年高度化指數(shù)總效應大幅下滑，這種變動趨勢也意味著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行轉(zhuǎn)型升級的必要性與緊迫性。

圖2表示分地區(qū)高度化指數(shù)總效應的變化情況，從數(shù)值大小來看，在大部分年份中，東部地區(qū)總效應最大，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最小，從波動方面看，東部地區(qū)從2004年以后其總效應的變動幅度較為劇烈，中部地區(qū)總效應在1998-2010年期間，呈逐年上升態(tài)勢，在2010年呈下降趨勢，總體變動幅度不大。西部地區(qū)在1998-2009年期間穩(wěn)中有升，但在2010年以后變動幅度較大，這說明我國區(qū)域間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展特征存在顯著差異。

2.1.2核心解釋變量

對于技術(shù)進步的測度，大部分研究文獻多采用研發(fā)投入、專利申請數(shù)量等具體指標進行衡量，也有學者用全要素生產(chǎn)率進行代替，運用LP法、OP法以及生產(chǎn)函數(shù)法等計算全要素生產(chǎn)率。而考慮到我國省域間經(jīng)濟發(fā)展差異性特征，參數(shù)（半?yún)?shù)）的設定形式具有一定局限性，故本文采用非參數(shù)方法計算Malmqulist指數(shù)衡量各地區(qū)的全要素生產(chǎn)率（TFP），并在Malmqulist指數(shù)分解的基礎上，將其分解為技術(shù)變動指數(shù)（TC）和效率變動指數(shù)（EC）兩部分，分別為式（12）和式（13）：TC反映由t時期到t+1時期最佳生產(chǎn)技術(shù)邊界的變化；EC衡量由t時期到t+1時期相對效率的變動。

DEA方法所選取的變量包括各省市GDP、就業(yè)人數(shù)以及資本存量，對于資本存量，借鑒張軍做法，使用永續(xù)盤存法估算資本存量，折舊率δ設為9.6%，具體計算公式為：Kit=Iit/Pit+（1-δ）Ki，t-1，Pit=Uit*Pi，t-1，利用公式計算各省份1998-2013年資本存量。由于西藏個別年份固定資產(chǎn)價格指數(shù)缺失，本文采用同時期商品消費價格指數(shù)代替。

考慮到人力資本的異質(zhì)性特征，本文從兩方面測度人力資本：存量和結(jié)構(gòu)。人力資本存量（H）：已有文獻中人力資本存量的衡量方法較多，常見的指標有平均受教育年限、教育支出比重、人力資本投資規(guī)模、中學入學率等。與大多數(shù)實證文獻選用的指標保持一致，本文采用各省平均受教育年限衡量各省人力資本存量，參考周少甫［22］做法，分別將小學、初中、高中、大專及以上的受教育年限設定為6年、9年、12年和16年，并以各教育階段人口比例作為相應權(quán)重，分別計算各省份的平均受教育年限。人力資本結(jié)構(gòu)（HR）：人力資本存量反映人力資本整體規(guī)模，但并未刻畫出人力資本結(jié)構(gòu)的變化，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中人力資本需求差異性特點，為加以區(qū)分產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級中的勞動力異質(zhì)性作用，故本文構(gòu)造人力資本結(jié)構(gòu)指標，用大專及以上受教育人口比重作為其衡量指標。

2.1.3控制變量

貿(mào)易開放度（Trade）：采用各省份貿(mào)易依存度衡量各省貿(mào)易開放度，即各省進出口總額占相應GDP比重，貿(mào)易開放度能夠反映出國外需求對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的拉動作用，各省進出口總額按當年匯率進行換算。政府支出（Gov）：采用各省政府支出占相應GDP比重衡量各省政府支出規(guī)模。人均GDP（pcgdp）：采用各省市人均GDP衡量各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。城鎮(zhèn)化率（Urban）：采用各省市城鎮(zhèn)人口比例代表各地區(qū)城市化水平。

2.2模型

傳統(tǒng)面板回歸模型重在考察x（解釋變量）對y（被解釋變量）的條件期望E（y|x）的影響，即均值回歸。均值回歸模型假設是在不同分位數(shù)點上解釋變量x對被解釋變量y的邊際影響是相同的，E（y|x）只能代表條件分布y|x的集中趨勢，難以反映出整個條件分布的全貌。此外，由于傳統(tǒng)OLS的均值回歸是使目標函數(shù)最小化，其估計值易受極端值的影響。若想進一步分析x對整個條件分布y|x的影響或考察條件分布y|x的全面信息，則應將分位數(shù)回歸方法引入其中。

Koenker和Bassett［26］提出“分位數(shù)回歸”，其思想是使目標函數(shù)最小化，它不僅不易受極端值影響，更加穩(wěn)健，而且還能夠反映出條件分布y|x的全面信息和細部特征。若條件分布y|x的總體q分位數(shù)qq（x）是x的線性函數(shù)，形如式（14）：

其中βq是q分位數(shù)回歸系數(shù)，當分位數(shù)點q取不同值時，模型參數(shù)βq也將會隨著改變。估計量^βq由式（15）目標函數(shù)的最小值進行求得：

針對本文研究問題，建立如下模型公式（16）：

其中，i為省份或地區(qū)，被解釋變量Y為各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)，X為核心解釋變量，包括技術(shù)進步（TC、EC）和人力資本（HR、H），Z為控制變量，包括貿(mào)易開放度、政府支出、人均GDP、城鎮(zhèn)化率。由于涉及面板數(shù)據(jù)，故本文采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，與普通面板數(shù)據(jù)模型相比，面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型約束條件更為寬松，估計結(jié)果的穩(wěn)健性更高。因此，本文借助R軟件采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型進行建模。

2.3數(shù)據(jù)來源

本文以全國31個省市（自治區(qū)）為研究對象，考慮到相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計口徑和可獲得性，為保持前后一致性，本文所選取的樣本時間段為1998-2013年，各省市產(chǎn)出數(shù)據(jù)均以2005年為基期進行GDP平減指數(shù)調(diào)整。本文涉及的數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、國泰安數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)以及中國科技網(wǎng)。

2.4變量描述統(tǒng)計

各個研究變量的統(tǒng)計性質(zhì)，包括平均值、中間值、最大值、最小值、標準差和樣本數(shù)，見表1。

表1　各變量的描述統(tǒng)計性質(zhì)

3　實證結(jié)果分析

3.1面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

面板數(shù)據(jù)在進行建模之前應檢驗并判斷其是否平穩(wěn)或者具有相同單整階數(shù)，故本文首先對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，采用的檢驗主要包括LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗，檢驗結(jié)構(gòu)見表2。

表2　各變量單位根檢驗結(jié)果

表2中，各個變量在LLC檢驗、IPS檢驗、ADF檢驗、PP檢驗下的水平檢驗結(jié)果不完全一致，變量lnIS、EC、TC、lnH均通過5%水平檢驗，其它變量并未通過。但其一階差分檢驗結(jié)果表明，差分后變量均通過1%的顯著性水平檢驗，即拒絕存在單位根原假設，則認為具有相同單整階數(shù)，可對面板數(shù)據(jù)進行建模。

3.2模型估計結(jié)果

根據(jù)式（16）建立面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，為能清楚分析在不同分位點上技術(shù)進步、人力資本等其他因素對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響，本文分位點θ分別選取0.1、0.25、0.5、0.75、0.9。借助R軟件，模型估計結(jié)果見表3。

表3　技術(shù)進步、人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響

首先是技術(shù)進步對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響?？傮w來看，技術(shù)進步能夠有效推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展進程，這與龔軼等［7］的研究結(jié)論相類似。具體來說，在不同分位點上，效率變動EC的回歸系數(shù)大于零，但其在分位點0.1、0.25、0.5處均不顯著，說明技術(shù)進步的效率變動方面在低分位點處并沒有對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化起到顯著推動作用。而技術(shù)變動TC的系數(shù)均為正值，且在分位點0.25、0.5、0.75、0.9處均通過1%顯著性水平檢驗，且技術(shù)變動TC系數(shù)明顯大于效率變動EC系數(shù)，說明技術(shù)變動TC對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的促進作用要大于效率變動，換言之，技術(shù)進步對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的促進作用主要源自技術(shù)變動方面。而效率變動EC代表技術(shù)進步追趕效應，技術(shù)變動TC代表技術(shù)進步前沿轉(zhuǎn)換效應，說明由于我國技術(shù)進步的前沿轉(zhuǎn)換效應大于追趕效應，這進一步提升了我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化程度。此外，除在低分位點0.1處，技術(shù)變動的系數(shù)值均大于1，說明技術(shù)變動TC的上升將會促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化更快速地增長，隨著分位點的提高，TC系數(shù)先上升后下降，呈倒U型趨勢。EC系數(shù)在低分位數(shù)點不顯著，而其在高分位數(shù)點0.75、0.9處顯著性水平有大幅提高。技術(shù)變動和效率變動的促進作用在不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平下存在明顯差別，這意味著在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化較為先進的省份地區(qū)，技術(shù)進步的前沿轉(zhuǎn)換效應逐漸向追趕效應轉(zhuǎn)化，即技術(shù)變動的促進作用逐漸降低，效率變動的正向作用逐步顯現(xiàn)。

其次是人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響。人力資本指標包括以人均受教育年限表征的存量指標（lnH）和以大專及以上受教育人口比例表征的結(jié)構(gòu)指標（HR）。與張國強等［12］學者研究結(jié)論相類似，人力資本存量和人力資本結(jié)構(gòu)在不同分位點處回歸系數(shù)差別明顯，人力資本存量的彈性系數(shù)在分位點0.1、0.25、0.5處顯著大于0，且呈下降趨勢，在分位點0.75、0.9處并不顯著，而人力資本結(jié)構(gòu)的系數(shù)在低分位點處（0.1、0.25、0.5）顯著為負，在高分位點0.9處顯著為正，這說明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平落后的地區(qū)，人力資本存量對高度化發(fā)展起到顯著正向促進作用，人力資本結(jié)構(gòu)卻不利于其發(fā)展。這意味著在低分位數(shù)地區(qū)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化進程的人力資本因素是人力資本存量，而非人力資本結(jié)構(gòu)，這也從側(cè)面說明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化落后地區(qū)，人力資本結(jié)構(gòu)的不均衡制約著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展，這可能與落后地區(qū)高學歷、高層次人才的短缺有關(guān)。與之相反，在高分位點0.9處，人力資本結(jié)構(gòu)能夠顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展，而人力資本存量的作用并不明顯，說明在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化先進的地區(qū)，人力資本結(jié)構(gòu)是其進一步得到提升的關(guān)鍵點?？梢?，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，縮小地區(qū)間人力資本差距是促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的有效途徑。

最后是控制變量的影響，在全部分位點上，貿(mào)易開放度（Trade）回歸系數(shù)均通過了5%顯著性水平檢驗，其值隨著分位點數(shù)增加而呈大致減小的趨勢，從0.189降低到0.079，說明貿(mào)易開放度有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展，但在高分位點這種促進作用有所降低。政府支出（Gov）系數(shù)均大于0，且通過1%的顯著性檢驗，隨著分位點數(shù)增加其值先增加后減小，呈倒U型趨勢。人均GDP（pcgdp）和城鎮(zhèn)化率（Urban）均有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展，這種正向促進作用大致隨分位點的增大而逐漸降低，說明地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和城鎮(zhèn)化進程能夠有效改善資源配置效率，有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展，這在低分位點處表現(xiàn)得尤為明顯。

此外，本文還通過Hausman檢驗方法認為固定效應要優(yōu)于隨機效應，固定效應模型結(jié)果見表3最后一列。固定效應結(jié)果顯示，與分位數(shù)回歸模型對應變量相比，除政府支出（Gov）和貿(mào)易開放度（Trade）的系數(shù)方向和顯著性水平發(fā)生了明顯變化外，技術(shù)進步、人力資本、人均GDP和城鎮(zhèn)化水平變量的系數(shù)方向和顯著性大體保持一致，但其值大小差異顯著。這可能是由于區(qū)域間經(jīng)濟條件差異和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點不同造成的。這也從一定程度上驗證了面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型結(jié)果的穩(wěn)健性。

考慮到東、中、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響因素差異較大，故本文分別對我國東、中、西部建立面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，分地區(qū)估計結(jié)果如表4。

對于東部地區(qū)，從整體上，除政府支出變量外，各解釋變量均起到正向促進作用，技術(shù)變動和效率變動回歸系數(shù)在低分位數(shù)點0.1、0.25處并不顯著，但在高分位數(shù)點0.5、0.75、0.9處均顯著大于零。與唐輝亮［23］所得出的研究結(jié)論不同，除在低分位數(shù)點0.1處，人力資本存量lnH和人力資本結(jié)構(gòu)HR在其他分位數(shù)點均顯著大于零，且回歸系數(shù)隨著分位數(shù)點的增加而增大，即從分位數(shù)點0.25到0.9，lnH系數(shù)從0.295增至0.968，HR系數(shù)從0.049上升到0.48，這說明在東部地區(qū)，相比低分位數(shù)省份，在高分位數(shù)省份中，技術(shù)進步、人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響作用更明顯。

表4　區(qū)域估計結(jié)果

對于中部地區(qū)，與東部地區(qū)不同，技術(shù)進步的效率變動在各分位數(shù)點上系數(shù)并不顯著，而其技術(shù)變動回歸系數(shù)顯著大于零，且其值呈下降趨勢，從分位數(shù)點0.1處的8.753降低到0.9處的4。人力資本存量lnH回歸系數(shù)顯著大于零，其值隨著分位數(shù)點的增加而降低，說明人力資本存量在中部地區(qū)的低分位數(shù)省份的影響作用較大，而人力資本結(jié)構(gòu)不利于中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的發(fā)展。

對于西部地區(qū)，技術(shù)變動是技術(shù)進步影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的內(nèi)在因素，效率變動作用并不顯著，這與中部地區(qū)相類似。而與東中部不同的是人力資本存量在高分位數(shù)點處（0.5、0.75、0.9）顯著為負，人力資本結(jié)構(gòu)顯著為正，而在低分位數(shù)點處并不顯著，這說明在西部地區(qū)高分位數(shù)省份中，高學歷、高層次人才比例的提高有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化水平的提升，而人力資本存量的作用并不明顯。

整體來看，區(qū)域間各解釋變量的回歸系數(shù)差異較大，效率變動的正向作用在東部地區(qū)體現(xiàn)較為明顯，而技術(shù)變動在中西部地區(qū)的促進作用明顯比其在東部地區(qū)的作用要大，而人力資本變量在東中西部地區(qū)對高度化發(fā)展的影響作用差異明顯，這與周海銀［27］、張國強等［12］學者的研究結(jié)論基本一致。貿(mào)易開放度的回歸系數(shù)在東西部大多數(shù)分位數(shù)點處均正向且顯著，而其值在中部地區(qū)卻顯著小于零。政府支出回歸系數(shù)在中部的顯著大于零，起正向促進作用，而其在東西部地區(qū)所起作用卻相反，這說明在東西部地區(qū)，政府對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的引導力度不夠，這也可能與政府支出的側(cè)重點有關(guān)。城鎮(zhèn)化率回歸系數(shù)在東中部各分位點處均正向顯著，促進效應明顯。

4　結(jié)論及政策建議

本文在理論分析基礎上，運用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸法對我國1998-2013年31省市及地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，研究結(jié)論主要包括：整體來說，（1）技術(shù)進步對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化促進作用主要源自技術(shù)變動方面。在不同分位數(shù)點上，技術(shù)變動對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的促進作用明顯要大于效率變動，且隨分位點提高，TC系數(shù)呈倒U型趨勢，技術(shù)進步的前沿轉(zhuǎn)換效應逐漸向追趕效應轉(zhuǎn)化。（2）人力資本存量和人力資本結(jié)構(gòu)的影響作用差異明顯。在低分位點上，主要影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化進程的人力資本因素是人力資本存量，而非人力資本結(jié)構(gòu)。高分位點處，人力資本結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的影響作用更為明顯。（3）技術(shù)進步和人力資本對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的作用均呈現(xiàn)出顯著區(qū)域差異性特征。對于技術(shù)進步，技術(shù)變動在中、西部地區(qū)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的促進作用明顯要大，而效率變動的正向作用更多體現(xiàn)在東部地區(qū)。對于人力資本，東部地區(qū)人力資本存量和結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化起到促進作用，且隨分位點升高而增強。中部地區(qū)人力資本存量促進其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展，而人力資本結(jié)構(gòu)卻不利于其發(fā)展，這與西部地區(qū)正好相反。

基于本文研究結(jié)論，針對技術(shù)進步、人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的關(guān)系，建議如下：

一是注重區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的方向判斷和頂層設計。充分認識產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進規(guī)律，錨定符合本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化方向，積極推進相關(guān)產(chǎn)業(yè)向技術(shù)、資本以及知識密集型產(chǎn)業(yè)逐步轉(zhuǎn)變，為新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造良好條件。轉(zhuǎn)變政府職能，加強產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃，制定有助于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝高度化方向發(fā)展的機制，在引導和鼓勵傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)改造和技術(shù)升級基礎上，出臺有利于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策，培育產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展新動力。

二是結(jié)合各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特點，各產(chǎn)業(yè)部門應加大對技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)和知識密集型產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投資，積極創(chuàng)建和完善以企業(yè)為核心的技術(shù)創(chuàng)新體系，促進新興產(chǎn)業(yè)集聚化和園區(qū)化，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。此外，還應加強區(qū)域省份間的技術(shù)交流，凸顯技術(shù)的示范效應和競爭效應，推進區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的協(xié)同發(fā)展。

三是加強人力資本投資。本文實證表明，提高人力資本存量，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，縮小地區(qū)間人力資本差距是促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的有效途徑。因此，針對中西部地區(qū)教育投資不足現(xiàn)狀，一方面在加大對教育財政支持的同時，更應引導和鼓勵社會資源進入教育領(lǐng)域，調(diào)整教育結(jié)構(gòu)，使高等教育資源實現(xiàn)區(qū)域間協(xié)調(diào)化和均衡化，加強創(chuàng)新型、技術(shù)型人才的交流和引進，優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)。另一方面，鼓勵并扶持企業(yè)對勞動者的職業(yè)技術(shù)教育培訓，提高勞動者技能和素質(zhì)，從而促進產(chǎn)業(yè)間生產(chǎn)要素的有效配置。

四是在發(fā)揮市場調(diào)節(jié)機制的同時，應加強對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展的引導力度，特別是中西部地區(qū)，產(chǎn)業(yè)政策的制定還應充分考慮當?shù)丶夹g(shù)條件與人力資本的發(fā)展狀況，因地制宜，合理選擇本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化路徑，積極承接發(fā)達省份的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。同時，還應優(yōu)化本地技術(shù)條件、人力資源與引進技術(shù)的匹配程度，不斷提升人力資本的配置效率，發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)鏈，從而推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝高度化方向發(fā)展。

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Relationship between Technology Progress，Human Capital and Industrial Structure Height——Based on Panel Data Quantile Regression Empirical Analysis

LIN Chunyan，KONG Fanchao，QIAO Wen
（School of Statistics，Shandong University of Finance and Economics，Jinan 250014，China）

The matching degree between technology progress，human capital and industrial structure determines to a great extent the quality and efficiency of the industrial structure height development.With the 31 provinces and municipalities in China as study object，this paper studies the influence path of technology progress and human capital on industrial structure height by establishing a panel data quantile regression model.The results show that the promoting effect of technology progress on industrial structure height originates from technology change whose effect presents an inverted U tendency with the frontier conversion effect of technology progress gradually transforming to the catch-up effect；that the effects of human capital stock and human capital structure on industrial structure height are significantly different；and that the effects of both technology progress and human capital present a characteristic of regional heterogeneity：the promoting effect of technology change in the middle and west regions is stronger than that in the west regions with positive efficiency change effect manifested more frequently in the east while human capital benefits the development of industrial structure height in the east regions with its function significantly different in the middle and west regions.

technology progress；human capital；industrial structure height；panel data quantile regression

F269.24

A

2095-929X（2016）05-0043-11

（責任編輯 劉小平）

2016-05-19

山東省自然科學基金項目“基于變精度函數(shù)粗集理論的金融高頻數(shù)據(jù)挖掘方法研究”（ZR2013AQ019）。

林春艷，女，山東乳山人，博士，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院教授、博士生導師，研究方向：數(shù)理統(tǒng)計；孔凡超，男，山東臨沂人，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院博士生，研究方向：數(shù)理統(tǒng)計、經(jīng)濟統(tǒng)計，Email：kfc19880816@163.com；喬文，女，山東泰安人，山東財經(jīng)大學統(tǒng)計學院碩士生，研究方向：數(shù)理統(tǒng)計、經(jīng)濟統(tǒng)計。