楊晨旭，劉霞輝

（1.中國社會科學院大學經(jīng)濟學院，北京市 102400；2.中國社會科學院經(jīng)濟研究所，北京市 100044）

一、引言

經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展不僅強調(diào)增長速度，也愈發(fā)重視增長的普惠性。共同富裕是中國特色社會主義的本質(zhì)要求，是中國式現(xiàn)代化的重要標志。2022年博鰲亞洲論壇指出，實現(xiàn)共同富裕的關鍵在于做大“蛋糕”的同時更要分好“蛋糕”，即強調(diào)經(jīng)濟增長的同時，還必須關注發(fā)展成果的共享。這與包容性增長的內(nèi)涵一致。蘊含了共享增長、機會平等、可持續(xù)發(fā)展內(nèi)涵的包容性增長是我國倡導與踐行的重要發(fā)展理念，是實現(xiàn)共同富裕的重要前提，也是國內(nèi)“雙循環(huán)”背景下拉動消費、促進增長的客觀需要。

隨著我國經(jīng)濟步入新常態(tài)，增長模式由粗放型轉向集約型，增長重心由資源投入轉向資源配置效率的提高。在人口紅利逐漸消失、規(guī)模供給效率遞減的情況下，推行教育公平、逐步破除人力資本流動障礙、提高人力資本配置效率是實現(xiàn)最大化人力資本紅利、促進經(jīng)濟結構轉型進而推進高質(zhì)量發(fā)展的必然選擇，也是緩解收入兩極分化與階層固化問題進而促進共同富裕的內(nèi)在要求?；诖耍疚闹荚谙到y(tǒng)梳理省際人力資本配置效率與省內(nèi)部門間人力資本配置效率對包容性增長的影響，以期對我國加快實現(xiàn)共同富裕起到一定的啟示作用。

人力資本配置效率與包容性增長、共同富裕的關系源于經(jīng)濟增長理論。人力資本的自由流動使部門間、產(chǎn)業(yè)間與空間人力資本生產(chǎn)率趨于一致。在人力資本轉移過程中，從生產(chǎn)的角度看，高生產(chǎn)率部門（地區(qū)）得到要素補充，低生產(chǎn)率部門（地區(qū)）的投入要素結構得到優(yōu)化，規(guī)模效應降低生產(chǎn)成本的同時提高了學習效應，進一步促進人力資本積累；從消費的角度看，流動的人力資本進入高生產(chǎn)率部門（地區(qū)），實際收入隨之增加，隨著低生產(chǎn)率部門（地區(qū)）人力資本量的下降，消費者的人均收入也逐漸提高，中低收入者在此過程中獲益，中等收入群體逐漸擴大，刺激居民消費并進一步促進擴大生產(chǎn)，進而實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。由此，人力資本配置效率的提高不僅能夠帶來經(jīng)濟增長，也能有效縮小地區(qū)發(fā)展差距與人均收入差距，創(chuàng)造更多生產(chǎn)性就業(yè)。這與包容性增長的內(nèi)涵不謀而合。包容性增長尚未形成統(tǒng)一定義，拉巴赫等[1]認為，包容性增長是能創(chuàng)造出生產(chǎn)性就業(yè)崗位的增長，是能確保機遇平等的社會包容性以及能減少風險的增長?；诖?，本文將包容性增長定義為同時強調(diào)“經(jīng)濟增長”與“機會平等”的增長。從理論上講，優(yōu)化人力資本配置能夠在促進經(jīng)濟增長的同時收斂收入差距，從而實現(xiàn)包容性增長。從研究角度看，人力資本配置可以分為部門間的配置與空間配置，省際人力資本配置效率的測度通常從國家總體層面出發(fā)，部門間的人力資本配置往往忽略地理異質(zhì)性。鮮有文獻從實證角度分析省際空間人力資本配置與省內(nèi)部門間人力資本配置對包容性增長的影響。

本文采用2005—2019年的省級面板數(shù)據(jù)對省際、省內(nèi)人力資本配置效率與包容性增長的關系展開分析，力爭回答以下問題：省際人力資本配置效率的提高能否促進本省包容性增長，改善省內(nèi)部門間人力資本配置能否促進本省包容性增長；如果存在影響，那么以上兩種效應是否是線性影響，呈現(xiàn)出怎樣的異質(zhì)性特征。對這些問題的探討與思考，對于制定合理政策鼓勵人力資本流動、實現(xiàn)包容性增長具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

從現(xiàn)有研究來看，學者們多以資源錯配研究為基礎，在謝（Hsieh）等人[2]研究的模型基礎上測度人力資本配置效率及其對產(chǎn)出與全要素生產(chǎn)率（TFP）的影響，缺乏對人力資本優(yōu)化配置對包容性增長影響及其機制的具體分析。經(jīng)濟的回報結構[3-4]、勞動力市場歧視、人力資本獲取壁壘和群體偏好或社會看法[5]、行政壟斷[6]、市場化改革、產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整以及教育水平差異[7]等均可導致人力資本配置的低效率進而產(chǎn)生“資源詛咒”問題[8]。從歷史的經(jīng)驗證據(jù)可知，回報結構與人力資本配置之間存在雙向因果關系[4]，低效率的回報結構會阻礙人力資本流向高生產(chǎn)率部門，降低人力資本配置效率，而低效率的人力資本配置則進一步強化不合理的報酬結構，進而形成路徑依賴并最終陷入惡性循環(huán)。

低效率的人力資本配置帶來的經(jīng)濟損失比物質(zhì)資本更大，而單純的再分配政策收效甚微且可能帶來進一步的人均收入損失[9]。學者們從空間、產(chǎn)業(yè)、所有制層面出發(fā)，對人力資本配置效率變動帶來的經(jīng)濟效應進行探討，并得出了差異化結論。從產(chǎn)業(yè)層面看，一方面，勞動力在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)之間的再分配效應潛力巨大，具備顯著的“結構紅利”特征[10]，是我國經(jīng)濟高速增長的重要原動力[11]，并緩解了發(fā)展過程中的經(jīng)濟結構性失衡[12]；另一方面，人力資本在產(chǎn)業(yè)間的低配置效率雖然擴大了人力資本規(guī)模（教育、大學擴招等），但短期只能帶來靜態(tài)的產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢增加，長期則阻礙產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢的演進[13]，在直接導致行業(yè)產(chǎn)出損失與總產(chǎn)出損失的同時[14]，還通過抑制資本的有效配置間接阻礙全要素生產(chǎn)率（TFP）與總產(chǎn)出的增長[15]；從所有制層面看，行政壟斷導致要素市場扭曲，使人力資本在政府部門過度集中，進而抑制技術創(chuàng)新與經(jīng)濟增長[16]，同時阻礙消費增長[17]；從空間層面看，我國整體、城鄉(xiāng)和城市內(nèi)的人力資本配置效率逐步提升[18]，勞動力的空間流動帶來農(nóng)業(yè)部門人均收入的提高[19]，同時促使經(jīng)濟結構轉型，推動實現(xiàn)區(qū)域間收入趨同[20]。

對于包容性增長的研究主要圍繞包容性增長的測算與影響因素展開。學者們主要通過指標法[21]、包容性全要素生產(chǎn)率法[22]和收入差距曲線法[23]三種方法測算包容性增長，并探究了數(shù)字經(jīng)濟[24]、普惠金融[25]、城鄉(xiāng)收入差距[26-27]等因素對包容性增長的影響與作用機制。多數(shù)研究默認優(yōu)化資源配置能夠促進包容性增長，但鮮有對配置效率影響包容性增長的直接研究，為數(shù)不多的文獻指出有效的資源配置是實現(xiàn)共同富裕的關鍵路徑之一[28]，且能夠進一步強化經(jīng)濟一體化對包容性增長的促進作用[29]。

綜上所述，學者們就改善人力資本配置促進經(jīng)濟增長、縮小人均收入差距這一結論達成了共識。但關于空間人力資本配置與包容性增長的研究較少，且鮮有研究同時考慮省際人力資本配置與省內(nèi)部門間配置對包容性增長的影響與作用機制。此外，在測算空間人力資本配置效率時，僅考慮物質(zhì)資本與人力資本的投入，忽略自然資本的影響，容易造成空間資源配置效率測算的偏差[30-31]。自然資本與經(jīng)濟增長相互依賴，經(jīng)濟體的自然資本能夠在一定程度上決定其發(fā)展方式[32]，將自然要素納入模型，有助于更充分考慮各?。▍^(qū)、市）的異質(zhì)性，為人力資本的空間流動增加理論依據(jù)?；诖?，本文的貢獻主要體現(xiàn)在將自然資本納入分析框架，分別測度省際空間與省內(nèi)部門間的人力資本配置效率，并基于共同富裕的視角探究其對包容性增長影響的作用機制與宏觀效應。

三、理論機制與研究假說

包容性增長的實現(xiàn)不僅需要經(jīng)濟的高速增長，還應關注增長過程中收入差距的變動。前者為共同富裕打下物質(zhì)基礎，后者是實現(xiàn)共同富裕的必然要求。優(yōu)化人力資本配置，一方面有助于提高全要素生產(chǎn)率與人均產(chǎn)出，促進經(jīng)濟增長；另一方面，會對收入差距產(chǎn)生非線性影響，進而影響包容性增長。本文從增長與收入差距兩方面來分析省際與省內(nèi)人力資本配置效率對包容性增長的影響，并提出相應假說。

優(yōu)化人力資本配置有助于提高地區(qū)（部門）生產(chǎn)效率，是推動產(chǎn)業(yè)結構轉型、發(fā)揮人力資本紅利的重要途徑。人力資本由低生產(chǎn)效率的地區(qū)（部門）流向高生產(chǎn)效率的地區(qū)（部門），弱化了區(qū)域間市場分割對規(guī)模經(jīng)濟的限制。規(guī)模經(jīng)濟效應對于以工業(yè)和服務業(yè)為主的現(xiàn)代經(jīng)濟體系至關重要，從國際比較的經(jīng)驗看，我國第二、第三產(chǎn)業(yè)占比達90%以上，而人口聚集遠沒有達到與之匹配的程度[33]。對發(fā)達地區(qū)（部門）來說，提高省際間人力資本配置效率有助于促進人口集聚進而帶來勞動生產(chǎn)率的提高。首先，在“干中學”與人力資本外部性的影響下，提高人口集聚程度擴大了學習效應，促進了人力資本積累[34]。其次，人口集聚有助于降低職業(yè)與人才類型的不匹配程度，提高專業(yè)化水平。第三，人口集聚帶來規(guī)模效應，有助于降低對第一產(chǎn)業(yè)的依賴，進一步發(fā)展第二、第三產(chǎn)業(yè)，從而促進經(jīng)濟結構轉型[35]。第四，有助于引導高層次人才集中在生產(chǎn)性或創(chuàng)新研發(fā)部門，促進技術進步，培育產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢，最大化人力資本紅利[36]；對于人力資本流出的欠發(fā)達地區(qū)（部門）來說，人力資本流出往往伴隨著勞動力流出，人口下降有助于減少協(xié)調(diào)成本，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)規(guī)模化、機械化經(jīng)營，進而帶來人均產(chǎn)出的提高；此外，人力資本配置效率與報酬結構之間存在雙向因果關系[4]，低配置效率相應的回報結構會導致人力資本進一步流向生產(chǎn)率較低的部門，在阻礙經(jīng)濟增長的同時陷入惡性循環(huán)。由此提出如下假說：

H1：優(yōu)化省際空間與省內(nèi)部門間人力資本配置效率能夠促進區(qū)域包容性增長。

優(yōu)化人力資本配置有助于形成差異化分工體系，推進國家市場一體化建設，實現(xiàn)共同富裕。我國地大物博，不同的地理類型與資源豐裕度導致各地區(qū)適宜的發(fā)展路徑不盡相同。對于自然稟賦豐裕的地區(qū)來說，其主要產(chǎn)業(yè)依賴自然資本的投入，同時受限于固定自然稟賦量的制約。對于這些地區(qū)，人力資本投入的增加難以產(chǎn)生規(guī)模效應，反而降低生產(chǎn)效率；而對于自然資本依賴度較低的地區(qū)（部門）來說，人口集聚帶來的規(guī)模效應能夠有效促進制造業(yè)與服務業(yè)發(fā)展。在人力資本自由流動的理想狀態(tài)下，各地區(qū)因不同的自然稟賦狀況產(chǎn)生不同的分工，進而緊密結合在一起形成有效的差異化分工體系。在這一過程中，收入差距經(jīng)歷了先擴大后收斂的過程。短期來看，人力資本的自由流動會使收入差距擴大。這是由于發(fā)達地區(qū)（部門）在規(guī)模經(jīng)濟效應的推動下，率先提高人均收入，而欠發(fā)達地區(qū)（部門）尚有大量剩余勞動力，協(xié)調(diào)成本較高，難以實現(xiàn)規(guī)模化經(jīng)營，人均收入水平提高程度有限。長期來看，隨著人口的充分流動，發(fā)達地區(qū)（部門）因人力資本流入帶來的產(chǎn)出效應逐漸下降，欠發(fā)達地區(qū)（部門）因其人力資本投入與自然稟賦等固定投入要素協(xié)調(diào)度上升，同時實現(xiàn)了農(nóng)業(yè)機械化生產(chǎn)，人均收入不斷提高，區(qū)域間的人均收入差距趨于收斂。另外，推進分工體系建設有助于進一步提高人力資本配置效率，從而實現(xiàn)良性循環(huán)。

優(yōu)化人力資本配置帶來產(chǎn)出的邊際效應逐漸下降。省際與部門間勞動力的再配置效應隨著人均收入的上升呈倒U 型曲線[37]，即勞動力配置效率的提高對經(jīng)濟增長的促進作用呈S型曲線，隨著經(jīng)濟增長，提高勞動力配置效率對產(chǎn)出的影響經(jīng)歷了緩慢上升、快速上升、再緩慢上升的過程。勞動力配置與人力資本配置的變動和影響通常具有一致性，因此勞動力再配置效應的變動對人力資本配置具有一定的參考價值。在優(yōu)化人力資本配置促進產(chǎn)出緩慢增加的階段，擴大的收入差距所帶來的對包容性增長的抑制作用可能會掩蓋產(chǎn)出增加帶來的正向作用，此時人力資本配置效率的提高可能帶來包容性增長的下降。在人力資本配置效率提高促進產(chǎn)出快速上升的階段，其對包容性增長的正向作用超過了由于收入不平等程度加深帶來的對包容性增長的抑制，這一階段人力資本配置效率的提高可能會促進包容性增長。隨著產(chǎn)出效應進入增速緩慢階段，由于收入差距擴大帶來的負面影響逐漸顯露，此時，優(yōu)化人力資本配置對包容性增長的促進作用逐漸減弱，當負面影響強過增長帶來的正向影響時，甚至會出現(xiàn)人力資本配置效率提高抑制包容性增長的情況。由此提出如下假說：

H2a：人力資本配置效率對包容性增長存在非線性影響，隨著人力資本配置效率的提高，包容性增長的變動呈U型曲線，經(jīng)歷先下降后上升的過程。

借鑒阿羅等[45]的研究，基于教育生產(chǎn)函數(shù)的產(chǎn)出計算各省區(qū)市樣本期內(nèi)每年的人力資本總值。

四、研究設計

（一）計量模型

本文重點考察省際與省內(nèi)部門間人力資本配置效率對包容性增長指數(shù)的影響，構建如下基準回歸模型：

其中，i、t分別表示省份與年份；Ig為包容性增長指數(shù)；eh、eha分別表示人力資本的省際配置效率與省內(nèi)部門間配置效率，資源配置效率經(jīng)絕對值化處理，數(shù)值越大表明配置效率越低，當其與因變量呈反方向變動時，意為促進包容性增長；eh2、eha2 分別表示省際人力資本配置效率的二次方與省內(nèi)部門間人力資本配置效率的二次方，用以捕捉對包容性增長的非線性關系；X為控制變量，包含人均產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結構、對外開放程度、資源稟賦、資本投入、基礎設施建設、城鎮(zhèn)化與地方公共財政支出；μi、φt分別為個體固定效應與時間固定效應；εit為隨機擾動項。本文重點考察α1、α2、α3、α4的系數(shù)大小與顯著性水平。

（二）變量指標

1.被解釋變量

包容性增長的內(nèi)涵主要體現(xiàn)在增長與共享兩個方面，其計算方法主要包括指標法、包容性全要素生產(chǎn)率法和廣義邦費羅尼（Bonferroni）曲線法等。一方面指標法依賴于體系設計，指標選取與參數(shù)設計自主性較強，而廣義邦費羅尼曲線法強調(diào)社會包容度與收入水平，難以直觀地體現(xiàn)增長；另一方面，包容性全要素生產(chǎn)率法從效率的角度出發(fā)，以增長與收入差距倒數(shù)作為期望產(chǎn)出，能較好地體現(xiàn)包容性增長內(nèi)涵。鑒于此，本文選擇以包容性全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量來代表各?。▍^(qū)、市）的包容性增長水平。

2.控制變量數(shù)據(jù)來源

其中，m、t表示不同的時期，w、i表示不同的經(jīng)濟體，TFPwm,it表示t時期的個體i相對于m時期的個體w的全要素生產(chǎn)率。xit、yit分別代表t時期個體i的投入與產(chǎn)出向量。Do(x，y)、DI(x，y)分別表示產(chǎn)出與投入的謝潑德距離函數(shù)；借鑒范建雙等[26]的研究，以物質(zhì)資本與人力資本作為投入，以各省實際GDP和城鄉(xiāng)收入差距的倒數(shù)作為期望產(chǎn)出，城鄉(xiāng)收入差距以下式來計算：

其中，j=1，2分別指代城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村，Ij指代收入份額，Pj指代人口份額。前人多以泰爾指數(shù)來衡量城鄉(xiāng)收入差距。但單純的城鄉(xiāng)收入與人口比例比值的對數(shù)加總容易正負抵消，而如果以收入份額為權重，收入份額較低的地區(qū)對數(shù)為負數(shù)但其權重較低，能保證泰爾指數(shù)大于等于0?？傮w來看，泰爾指數(shù)依舊弱化了城鄉(xiāng)收入的結構性差距。式（3）在泰爾指數(shù)基礎上做絕對值化處理，避免了城鄉(xiāng)差距出現(xiàn)正負抵消，可削弱對收入差距測算的偏離。

2.解釋變量

（1）省際人力資本配置

在孔子看來，孝在整個禮制秩序中有著非常重要的影響作用，因此，孔子把孝這一原則推向極端，主張“子為父隱”。子孝最基本的內(nèi)容乃是子對父的倫理情感的顯現(xiàn)，而仁心不能僅僅是對倫理情感的應激式顯發(fā)，還應該主動培養(yǎng)與擴充之過程。另外，孝是仁的核心，并不是有了孝就可以，還必須把仁實際的落實到具體的行為規(guī)范中，把仁與禮相互結合起來，在兩者中相互發(fā)掘各自的內(nèi)涵并吸收利用。所以，禮之實踐，乃是血緣為基礎的仁的情感對社會倫理道德秩序的建構。

空間資源配置效率的計算方法主要有兩類：一類是在卡塞利（Caselli）等[30]的基礎上，將各地自然稟賦納入生產(chǎn)函數(shù)以修正資本與勞動要素的份額，以各經(jīng)濟體投入要素邊際產(chǎn)出的離散程度來衡量資源配置扭曲程度；另一類以謝（Hsieh）等[2]為代表，通過要素價格絕對扭曲系數(shù)衡量資源配置效率。相比之下，前者考慮自然稟賦對投入要素產(chǎn)出彈性的影響，測算結果更可靠，但出于數(shù)據(jù)可得性的考慮，在省際面板數(shù)據(jù)的基礎上，前者只適用于計算我國整體資源的空間配置效率，無法得到各省的資源配置情況；后者可用于計算各省（區(qū)、市）資源配置效率過度或不足的情況，但沒有考慮自然稟賦的影響。

為準確測度省際人力資本配置效率，本文結合兩種方法的優(yōu)點，將自然稟賦納入后者的框架中，以修正的要素產(chǎn)出彈性測度人力資本資源配置效率：

以某綜合能源系統(tǒng)為例，進行能源子系統(tǒng)實時溫度調(diào)控舉例。實時溫度調(diào)控的目的主要是為了保證冷熱系統(tǒng)的供水溫度，分為能源子系統(tǒng)內(nèi)部調(diào)控和能源子系統(tǒng)之間協(xié)調(diào)。

其中，τ表示資源配置效率，γ、分別表示要素價格絕對扭曲系數(shù)與相對扭曲系數(shù)，借鑒白俊紅等[38]的研究，以替代γ進行計算。si為i地總產(chǎn)出占整體的份額，βHi為i地人力資本份額，βH為各地產(chǎn)出加權的整體人力資本份額。式（5）分母部分表示不存在要素配置扭曲狀態(tài)下，i地擁有的人力資本要素占比；分子部分表示i地實際的人力資本要素占比。二者比值量了省際間的人力資本配置扭曲程度，可用以反向測度省際人力資本配置效率。

（2）省內(nèi)部門間人力資本配置

省際間人力資本錯配衡量的是從國家層面看各省實際人力資本份額和由其產(chǎn)出貢獻與要素產(chǎn)出效率衡量的理想人力資本份額之間的扭曲程度。省內(nèi)部門間人力資本配置效率測度的是從省級層面看省內(nèi)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門人力資本配置效率。測算方法參考楊曦等[39]的研究，以農(nóng)業(yè)部門與非農(nóng)業(yè)部門邊際產(chǎn)出的比值來衡量各省部門間人力資本配置效率，與省際間類似，φH>0 表明農(nóng)業(yè)部門人力資本配置不足，反之則為過剩。如式（6）所示。

治療前4組患者血液CD3+比例、CD4+比例、CD8+比例、CD4+/CD8+比值比較，差異均無統(tǒng)計學意義(P ＞0.05);治療后4組患者CD3+比例、CD4+比例、CD8+比例、CD4+/CD8+比值均提高，B組及D組CD4+比例及CD4+/CD8+比值高于A組及C組，但兩組的CD8+比例較低，差異具有統(tǒng)計學意義(P＜0.05)。見表3。

其中，βag、Yag、Hag分別代表農(nóng)業(yè)部門的人力資本產(chǎn)出彈性、農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)值與農(nóng)業(yè)部門人力資本存量。借鑒托貝（Tombe）等[40]的研究，假定各省區(qū)市農(nóng)業(yè)部門人力資本產(chǎn)出彈性與非農(nóng)業(yè)部門人力資本產(chǎn)出彈性相同，分別取值0.29 與0.22，農(nóng)業(yè)部門人力資本數(shù)據(jù)通過中央財經(jīng)大學每年發(fā)布的人力資本報告①中農(nóng)村實際人均勞動力人力資本與第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的乘積計算得到。

3.控制變量

⑤個別地區(qū)地下水、湖泊中的OCPs濃度相對于其他水體表現(xiàn)出了較高的污染水平，但沒有超過地表水環(huán)境質(zhì)量標準限值。對于這一類水體，應引起人們一定程度的重視。

考慮到數(shù)據(jù)可得性，借鑒張勛等[41]、傅利福等[25]、范建雙等[26]的研究，針對包容性增長的內(nèi)涵邏輯，本文以人均產(chǎn)出（lnpgdp）、對外開放程度（fdi）、資源稟賦結構（cap1）、物質(zhì)資本投入（it）、城鎮(zhèn)化（ubr）、基礎設施建設（fra）、政府支出（fe）以及就業(yè)與產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調(diào)度（cei）作為控制變量。其中，人均產(chǎn)出以1978年不變價格的人均實際GDP表示；對外開放程度以外商直接投資占GDP 比重度量；資源稟賦結構以人力資本存量與物質(zhì)資本存量比值表示；物質(zhì)資本投入以全社會固定資產(chǎn)投資占GDP 比重表示；城鎮(zhèn)化率以城鎮(zhèn)人口占總人口比重衡量；基礎設施建設以鐵路與公路里程數(shù)占本省區(qū)市土地面積比值表示，并借鑒王小魯?shù)萚42]的研究，根據(jù)運力不同，將鐵路里程以系數(shù)14.7換算為標準道路里程后再與公路里程加總；政府支出以地方財政支出占GDP比重表示；就業(yè)與產(chǎn)業(yè)結構協(xié)調(diào)度以來計算[43]，其中Ei為產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占比，Ii為產(chǎn)值占比。另外，為降低數(shù)據(jù)波動過大以及量級差異帶來的影響，對人均產(chǎn)出取自然對數(shù)。

（三）指標測算

由前述可知，人力資本配置效率與包容性增長的測度需要確定各省區(qū)市物質(zhì)資本、人力資本和各自的要素產(chǎn)出彈性。本文參考張軍等[44]的研究以永續(xù)盤存法測算物質(zhì)資本；參考阿羅（Arrow）等[45]的研究以收入法測算人力資本；參考白俊紅等[38]的研究通過最小二乘虛擬變量法（LSDV）測算要素產(chǎn)出彈性。

1.物質(zhì)資本

通過永續(xù)盤存法計算各省區(qū)市的物質(zhì)資本存量：

其中，Kt與Kt-1分別為t年、t-1年的資本存量；δt為t年的資本折舊率，參考張軍等[44]的研究，設定為9.6%；It為t年投資額，通過各省市區(qū)零售價格指數(shù)調(diào)整至1978年水平。為減少計算誤差對樣本期內(nèi)年度資本存量估計的影響，將基年設定為1978年，令各省區(qū)市1978年固定資本形成總額除以10%作為基年資本存量。

2.人力資本

H2b：人力資本配置效率對包容性增長存在非線性影響，隨著人力資本配置效率的提高，包容性增長的變動呈倒U型曲線，優(yōu)化配置對包容性增長的促進作用逐漸減弱。

其中，Ht為t年的人力資本存量；e為自然常數(shù)；ρ為教育回報率，以中央財經(jīng)大學《中國人力資本報告》中城市男性、農(nóng)村男性、城市女性與農(nóng)村女性教育回報率的平均值計算；A為平均教育年限，將受教育程度分為未上過學、小學、初中、普通高中、高等職業(yè)教育、?？?、本科、研究生，將平均教育時間分別記為0、6、9、12、15、15、16、19年，計算各省區(qū)市每年平均受教育年限；P6+edu指平均教育年限加上入學年齡（6歲）以上的人數(shù)，采用15歲以上的人口衡量。

3.自然資本

自然資本被定義為不可跨區(qū)轉移的生產(chǎn)要素，本文以經(jīng)濟租金來衡量，將自然資本分為能源礦產(chǎn)、林業(yè)、農(nóng)耕地、牧場及漁業(yè)五類，通過測算各自租金并加總得到各省區(qū)市自然資本數(shù)據(jù)。

通過世界發(fā)展指標相關數(shù)據(jù)集（World Devel?opment Indicators，WDI）公布的“自然資源租金占GDP 比重”來測算各省區(qū)市能源礦產(chǎn)與林業(yè)租金的數(shù)據(jù)。農(nóng)耕地年租金流動數(shù)據(jù)通過利潤率與產(chǎn)值的乘積獲得，對于農(nóng)業(yè)租金率的選擇，前人研究多以0.3為主，該數(shù)值來源于世界銀行對國際平均值的估計，但我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率相比發(fā)達國家較低，本文認為以0.3作為農(nóng)業(yè)利潤率高于實際情況，因此參考世界銀行[46]的做法，對我國各省區(qū)市各種典型農(nóng)作物利潤率進行加權平均，得到我國農(nóng)業(yè)平均利潤率14%②，將其與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值相乘，即可得到農(nóng)業(yè)年租金。畜牧業(yè)年租金通過利潤率與產(chǎn)值的乘積獲得。漁業(yè)年租金通過人均純收入與漁民人口的乘積獲得。

替吉奧聯(lián)合NP方案化療對轉移性乳腺癌患者部分腫瘤標志物及雌激素水平的影響 ……………………………………………………………………………… 趙建昌(5):599

在此基礎上，將五類資源的年凈收入相加，得到自然資本總年凈收入，由其與GDP 比值確定自然資本的產(chǎn)出份額，如式（9）所示。

其中，表示i地第t年自然資本產(chǎn)出份額，rentsq，i，t表示i地第t年的第q種自然資本量，q取值1 至5，分別代表以上五類自然資本，加總即為i地區(qū)總自然資本量，Yi，t為i地區(qū)第t年的總產(chǎn)出。

4.要素產(chǎn)出彈性

式中，S=1.62；P為試樣平行測量次數(shù)，3；n為擬合曲線得數(shù)據(jù)對總數(shù)，21（每個濃度測量3次，共18次）；Cp為試樣平行測量3次結果的平均值，23.46 μg／L；Cˉ為繪制標準曲線的標準溶液的總平均值，62.7 μg／mL。

參考卡塞利等[30]的研究，假設生產(chǎn)函數(shù)為納入自然資本的規(guī)模報酬不變的柯布-道格拉斯（CD）函數(shù)：

其中，Y、A、N、K、H分別表示產(chǎn)出、全要素生產(chǎn)率、自然資本、物質(zhì)資本與人力資本，γ為產(chǎn)出彈性，∑γ=1。每個地區(qū)被賦予一個代表全要素生產(chǎn)率與自然資本的固定系數(shù)，Zi，t≡Ai。

兩邊同時除以人力資本存量并取自然對數(shù)，加入個體與時間效應，整理得到：

由于各省區(qū)市物質(zhì)與人力資本產(chǎn)出彈性不同，因此通過最小二乘虛擬變量法（LSDV）進行變截距、變斜率的變系數(shù)面板模型估計，得到物質(zhì)資本與人力資本的產(chǎn)出彈性，而后代入式（4）、式（5）得到省際人力資本配置效率。

（四）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

1.核心變量數(shù)據(jù)來源

包容性增長與人力資本配置的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中國勞動統(tǒng)計年鑒、中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒、第四次至第六次人口普查數(shù)據(jù)、2005年與2015年1%人口抽查數(shù)據(jù)、中國能源統(tǒng)計年鑒、中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒、中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計資料、中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒、中國漁業(yè)統(tǒng)計年鑒與各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒。

結構力學(一)核心課程建設通過不斷的摸索，構建理論與實踐開放的實踐教學體系；同時在教學過程中以提升教學質(zhì)量為目的，以提升教學方法與手段、健全考核評價體系及師資建設為手段，以充分保障實踐環(huán)節(jié)的實施。最終實現(xiàn)培養(yǎng)出有較強團隊協(xié)作能力，足夠的創(chuàng)新能力和實踐能力的學生。同時為他們后續(xù)的專業(yè)學習和未來的崗位需求打下堅實的基礎。以探索一條符合卓越工程師培養(yǎng)需求的實踐化改革之路。

參考陳紅蕾等[22]的研究，在謝潑德（Sheph?ard）距離函數(shù)的基礎上，通過?？怂?摩爾斯通指數(shù)的數(shù)據(jù)包絡分析（Data Envelopment Analysis，DEA）法測度包容性增長全要素生產(chǎn)率，并以此作為包容性增長指數(shù)，如下式所示：

控制變量數(shù)據(jù)主要來源于2006年至2020年的中國統(tǒng)計年鑒、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒、中國勞動統(tǒng)計年鑒、第四次至第七次人口普查數(shù)據(jù)和國家統(tǒng)計局相關數(shù)據(jù)③，缺失值通過線性差值法或移動平均法補齊。變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計（樣本量=435）

五、實證結果分析

（一）基準回歸結果

本文采用2005—2019年29 個省區(qū)市的面板數(shù)據(jù)④，在固定年份與省區(qū)市個體效應的基礎上，通過靜態(tài)面板雙向固定效應回歸方程對式（1）進行估計，結果如表2所示。

表2 列示了回歸估計結果，其中，列（6）、列（7）分別為省際、省內(nèi)部門間人力資本配置效率的獨立回歸方程，列（5）為同時包含省際與省內(nèi)部門間配置效率的聯(lián)合回歸方程。由表2可知，獨立回歸與聯(lián)合回歸的關鍵解釋變量系數(shù)大小與顯著性結果基本一致，且省內(nèi)、省際人力資本配置效率指標相關性較低（0.18），故不引入交乘項。

表2 人力資本配置效率對包容性增長的影響

表3 列示了進一步的U 型曲線檢驗結果。省際人力資本配置效率的曲線極值點為1.888，在其取值范圍內(nèi)，并在5%水平上拒絕原假設，接受備擇假設，因此可以再次認定省際人力資本配置效率指標與包容性增長之間呈倒U型曲線。同理，省內(nèi)人力資本配置效率的曲線極值點處于取值范圍內(nèi)，且在10%的顯著性水平上拒絕原假設，因此省內(nèi)人力資本配置效率與包容性增長之間呈U 型曲線。這與基礎回歸的結論一致。

表3 U型曲線檢驗結果

導師(通訊作者):趙毅強(1964-)，男，教授，博士，主要研究方向為光電探測.Email：yq_zhao@tju.edu.cn

由表2 中列（5）、列（6）可知，省際人力資本配置效率二次項在1%水平上顯著為負，一次項在5%水平上顯著為正，表明人力資本在省際間的配置效率與包容性增長存在非線性關系，在整體上呈倒U型曲線，且在促進人力資本自由流動達到其最優(yōu)配置效率之前存在拐點。換言之，促進人力資本在省際自由流動能夠有效推動實現(xiàn)包容性增長，且省際間人力資本配置效率提高帶來的包容性增長效應遞減，配置效率優(yōu)化到一定程度后，會抑制本省區(qū)市的包容性增長，假說H2b 成立。而且，對于各地區(qū)來說，能夠達到國家整體產(chǎn)出最優(yōu)的人力資本配置效率高于使本地區(qū)達到包容性增長最優(yōu)的配置效率。后期優(yōu)化人力資本配置抑制包容性增長的原因可能在于：首先，對于人力資本流出的地區(qū)來說，雖然初期過剩的人力資本流出會帶來本地就業(yè)壓力減小和各類生產(chǎn)投入要素的配置合理化，但過度的人力資本流失尤其是高技能人才的流出，不但造成當?shù)亟逃Y源的浪費，而且制約了本地經(jīng)濟增長；其次，對于發(fā)達地區(qū)來說，人力資本的流入短時間內(nèi)能夠緩解其人才缺口帶來的發(fā)展問題，但人力資本持續(xù)流入在擴大區(qū)域內(nèi)城市規(guī)模的同時，也帶來管理成本與生活成本的上升，就業(yè)競爭壓力增大，單位人力資本收入隨之下降，同時進一步拉高了當?shù)胤康禺a(chǎn)價格，最終可能導致經(jīng)濟增速的放緩與收入差距的擴大；最后，理想狀態(tài)下的人力資本跨省區(qū)市流動伴隨著全國各地區(qū)分工結構的產(chǎn)生，且各地區(qū)因不同的分工而緊密結合，但實際上由于制度的滯后性，部分欠發(fā)達地區(qū)尚未形成成熟的分工格局，由人力資本流失或流入帶來的負面影響未能消除，地區(qū)間發(fā)展差距可能進一步擴大。

利用雙向固定效應模型通過分步添加控制變量的方法對模型拐點變動進行實證分析，表2 列（1）為包含核心解釋變量與人均產(chǎn)出、城鎮(zhèn)化率、資源稟賦以及就業(yè)結構與產(chǎn)業(yè)結構匹配度的回歸結果，列（2）至列（5）依次加入其他控制變量。由表2可知，省際與省內(nèi)人力資本配置效率的一次項與二次項系數(shù)的符號和顯著性非常穩(wěn)定。從拐點的變動情況看，省際人力資本配置效率的倒U型曲線拐點隨著列（2）至列（5）控制變量的加入而逐漸左移，表明城鎮(zhèn)化、外商投資、基礎設施建設和政府干預在一定程度上削弱人力資本流動帶來的收入差距擴大，同時強化優(yōu)化人力資本配置帶來的經(jīng)濟增長效應，使地方最優(yōu)人力資本配置效率與整體最優(yōu)人力資本配置效率逐漸接近。

由表2 列（5）、列（7）可以看出，省內(nèi)人力資本配置效率的一次項與二次項至少在5%水平上顯著，前者顯著為負，后者顯著為正。省內(nèi)部門間人力資本配置效率與包容性增長的關系呈U型曲線，且在配置效率達到最優(yōu)之前存在拐點，表明省內(nèi)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門間的人力資本流動初期對包容性增長起抑制作用，隨著部門間人力資本配置合理化，轉而促進本地包容性增長。原因可能在于：第一，在聚集效應與學習效應的促進下，流向非農(nóng)業(yè)部門的人力資本積累速度快于農(nóng)業(yè)部門，進一步擴大收入差距；第二，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率的提高需要較長的調(diào)整時間，隨著人力資本流出，農(nóng)業(yè)部門自然稟賦、物質(zhì)資本與人力資本占比逐漸協(xié)調(diào)，農(nóng)業(yè)部門人均產(chǎn)出逐漸提高。值得注意的是，由表3可知省內(nèi)人力資本配置效率的最優(yōu)閾值為0.606，當省內(nèi)部門間配置效率指標高于此閾值時，促進農(nóng)業(yè)部門人力資本的流出將抑制包容性增長，當配置效率指標低于0.606時，部門間人力資本的優(yōu)化配置有助于促進本省區(qū)市的包容性增長。通過初期省內(nèi)配置效率的數(shù)據(jù)可知，至2019年多數(shù)地區(qū)均已邁過該拐點，進一步促進部門間的人力資本流動將有效促進包容性增長，假說H2a 得以成立。綜上可知，為更好地實現(xiàn)經(jīng)濟的包容性增長，初期應促進人力資本的省際流動，但這一要素的流動比例不應過高，否則將有損本地經(jīng)濟發(fā)展并帶來收入分配問題的惡化。此外，盡管初期存在抑制情況，從長期來看，仍需要持續(xù)鼓勵區(qū)域內(nèi)農(nóng)業(yè)部門人力資本流出，以促進本地區(qū)經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為驗證回歸結論的穩(wěn)健性，本文分別通過替換核心變量、去除極端值、增加趨勢項的方式進行穩(wěn)健性檢驗。

2.資源配置異質(zhì)性

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

2.重新測算省際人力資本配置效率。借鑒阿羅等[45]的研究，本文以收入法測算各省區(qū)市人力資本存量，在式（8）基礎上將人力資本的終身收入納入考慮，并結合式（4）、式（5）測度省際人力資本配置效率，通過如下公式計算人力資本影子價格：

其中，e為自然常數(shù)，PH(t)為t年單位人力資本影子價格，等于單位人力資本在預期工作年限內(nèi)收入的現(xiàn)值，該數(shù)值取決于單位人力資本薪酬r（s）與預期工作年限T（t），其中單位人力資本薪酬由城鎮(zhèn)單位平均薪酬除以從業(yè)人員人力資本計算得出。固定貼現(xiàn)率δ采用國家發(fā)展和改革委員會與建設部提供的社會折現(xiàn)率8%。根據(jù)程（Cheng D）等[47]的研究，通過式（13）來計算預期工作年限T（t）。其中，CDRkt為k省t年的死亡率，avdj為每個年齡組中位數(shù)與退休年齡的差距。proaj為勞動年齡內(nèi)每個年齡組占15~64 歲年齡組人數(shù)的比值。

帝人富瑞特把SOLOTEX OCTA定位為新一代高功能面料，短纖維將以替代羽絨的中棉結構體為核心展開，還可以作為面向無紡布及其他纖維組合結構體等的纖維材料加以廣泛推介。另一方面，長纖維則以運動裝等服裝用面料為主展開，通過假捻加工和混紡加工、精紡交捻等與其他面料的復合加工，力爭面向從服裝面料到工業(yè)材料的多種領域推廣。

一個項目的管理水平對建設項目績效的高低有著決定性的因素，這就要求各方積極的進行配合，對建設項目的質(zhì)量負責。監(jiān)理工程師是協(xié)調(diào)各方工作的橋梁，所以在一個建設項目當中，監(jiān)理工程師應該積極的進行組織和協(xié)調(diào)，使各個參與方能夠積極的履行自己的義務，從而在保證工程建設項目順利開展的同時，縮短建設工期，增加投資的效益。

3.去除極端值。為削弱極端值對回歸估計結果的干擾，對包容性增長指標進行1%水平的縮尾，估計結果如表4 列（3）所示，研究結論依然成立。綜合以上穩(wěn)健性檢驗結果可知，本文結論具有較好的穩(wěn)健性。

4.采用動態(tài)面板模型。為進一步緩解內(nèi)生性問題，采用兩步系統(tǒng)GMM 模型進行穩(wěn)健性檢驗，結果如表4 列（4）所示，AR（1）檢驗P值小于0.05，表明模型存在一階自相關，同時AR（2）與HansenJ檢驗均接受原假設，表明模型不存在二階自相關與工具變量的過度識別問題，因此模型設定合理，研究結論不變。

（三）內(nèi)生性問題的處理

為緩解內(nèi)生性問題，本文在采用雙向固定效應模型基礎上，針對包容性增長的影響因素，在模型中加入與之相關的人均產(chǎn)出、產(chǎn)業(yè)結構等控制變量，盡可能弱化由遺漏變量帶來的內(nèi)生性問題；同時，穩(wěn)健性檢驗中核心變量的重新測度進一步弱化了度量誤差帶來的影響。此外，為避免由資源配置效率與包容性增長互為因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題干擾，本文以解釋變量的一階滯后項作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸（2SLS），結果如表5 所示，其中列（1）至列（4）為第一階段回歸結果，工具變量系數(shù)顯著，表明滯后項對自變量具有較強的解釋力度。列（5）為第二階段回歸結果，主要結論不發(fā)生變化，且通過了不可識別檢驗與弱工具變量檢驗，不存在過度識別問題，表明在考慮內(nèi)生性問題的情況下，主要結論依舊穩(wěn)健。為進一步確保結論的可靠性，本文通過有限信息極大似然方法（LIML）進行回歸分析，表5列（6）顯示了回歸結果，結論不變，該回歸結果可信?？傮w看來，列（5）、列（6）解釋變量系數(shù)顯著性與基準回歸結果一致，主要結論依舊成立。

表5 面板工具變量回歸結果

（四）異質(zhì)性分析

1.區(qū)域異質(zhì)性

由前述分析可知，區(qū)域間人力資本配置效率存在較大差異，同時各省市區(qū)的包容性增長狀況不盡相同，為進一步考察資源配置效率對包容性增長影響的區(qū)域異質(zhì)性，本文將29個省、區(qū)、市劃分為東部與其他地區(qū)兩個子樣本，分別以雙向固定效應模型進行回歸，結果如表6所示。

由表6結果可知，人力資本配置對包容性增長的影響存在區(qū)域差異。東部地區(qū)省際人力資本配置效率指標二次項在5%水平上顯著為負，其他解釋變量不顯著，表明優(yōu)化省際人力資本配置效率對包容性增長的促進作用逐漸減弱，且在達到最優(yōu)配置效率之前倒U型曲線不存在拐點，而省內(nèi)部門間人力資本流動對包容性增長指標的促進作用不顯著。相比之下，其他地區(qū)省內(nèi)人力資本配置效率指標二次項在5%水平上顯著為正，一次項在1%水平上顯著為負，其他解釋變量不顯著，表明省際人力資本配置效率的提高不能顯著促進本地區(qū)的包容性增長，而省內(nèi)農(nóng)業(yè)向非農(nóng)業(yè)部門的人力資本流動與包容性增長的關系呈U型曲線，隨著部門間人力資本配置效率的提高，包容性增長先被抑制，而后得以促進。可能的原因在于：第一，人力資本流動方向整體為由其他地區(qū)向東部地區(qū)流動，東部地區(qū)多為人力資本的流入地，而其他地區(qū)多為人力資本流出地，該地區(qū)的人力資本過度流失與相應產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整的滯后容易使東部地區(qū)經(jīng)濟增長從中受益，而其他地區(qū)則承受人力資本流出帶來的產(chǎn)出損失；第二，對于人力資本流出的其他地區(qū)來說，促進其包容性增長的主要因素在于省內(nèi)部門間人力資本的優(yōu)化配置，遠距離遷移相比省內(nèi)流動要面臨更多的生活成本與非金錢成本，因此多數(shù)人力資本流動以省內(nèi)流動為主，而省內(nèi)部門間的人力資本流動在促進經(jīng)濟增長的同時對城鄉(xiāng)收入差距的影響呈U型曲線，進而導致對本地區(qū)包容性增長的影響呈U型曲線。

省軍區(qū)系統(tǒng)在推進軍民融合深度發(fā)展實踐中，還存在領導不順暢、職責不明晰，以及軍地部門協(xié)調(diào)難、軍民技術轉化難、相互之間監(jiān)管難等體制機制問題，致使上下錯位、軍民分割、自成體系、相互封閉、供需脫節(jié)，嚴重影響了軍民融合發(fā)展效益。實現(xiàn)軍民融合深度發(fā)展，應抓住國防和軍隊改革契機，建立健全領導、協(xié)調(diào)、轉化、監(jiān)督等體制機制，不斷優(yōu)化軍民融合發(fā)展的制度環(huán)境。

表6 分區(qū)域回歸結果

1.重新測算包容性全要素生產(chǎn)率。以農(nóng)村人均可支配收入與城鎮(zhèn)人均可支配收入的比值代表城鄉(xiāng)收入差距，作為?？怂?摩爾斯通指數(shù)的期望產(chǎn)出之一，再次測算包容性全要素生差率?；貧w結果見表4列（1），主要結論依舊成立。

結果見表4 列（2），可以發(fā)現(xiàn)回歸結果依舊支持省際、省內(nèi)人力資本配置效率與包容性增長呈正U型與倒U型曲線的結論。

在進行區(qū)域劃分的情況下，可以觀察到同一個區(qū)域不同省份的資源配置狀況不同，而前面在資源配置效率絕對值處理的基礎上進行回歸，模糊了資源配置狀況不同帶來的經(jīng)濟影響。絕對值后的同一資源配置效率可能對應兩種不同的狀態(tài)。以人力資本配置為例，人力資本配置過剩的地區(qū)可能是東部經(jīng)濟發(fā)達省份，當其處于經(jīng)濟快速增長階段，教育資源的優(yōu)勢與其他地區(qū)勞動力的流入加快了人力資本積累，而進入增速放緩階段則呈現(xiàn)配置過剩的情況；在欠發(fā)達地區(qū)的省份，落后的生產(chǎn)效率與技術水平導致其處于人力資本配置過剩的情況。人力資本配置不足的地區(qū)可能是處于經(jīng)濟快速增長階段的發(fā)達省份人力資本配置相比生產(chǎn)效率仍處于配置不足的情況，也可能是經(jīng)濟增長逐漸加快的欠發(fā)達地區(qū)需要吸納更多的人才促進經(jīng)濟發(fā)展。以上情況對應了四種不同的經(jīng)濟發(fā)展狀態(tài)，不同階段的經(jīng)濟增長所帶來的收入差距的影響不同，進而對包容性增長的效應不同，因此，針對資源配置異質(zhì)性進行分析十分必要。

這可能有兩個原因引起：一是受2012年9月以來的“奶荒”，即原奶緊張，成本急速上升，導致奶價急劇上升，液體乳收入增速放緩；二是2012年6月伊利股份深陷“質(zhì)量門”，伊利股份公司產(chǎn)品被曝汞超標，該股出現(xiàn)“一”字跌停，同時公司將相關奶粉全部召回，質(zhì)量問題傷害了消費者情感，消費者信任下降，導致銷量下滑影響收入減少。

本文從配置維度，就人力資本配置效率對包容性增長的影響進行分樣本雙向固定效應面板回歸分析⑤，結果如表7所示。

表7 整體回歸結果表明省際資源配置狀況的不同影響人力資本配置效率對包容性增長的效應。由列（1）可以看出，對于人力資本配置不足的地區(qū)來說，省際人力資本配置指標二次項在1%水平上顯著為負，一次項在5%水平上顯著為正，而省內(nèi)人力資本配置對包容性增長的影響不顯著，表明省際人力資本配置與包容性增長之間的關系呈倒U型曲線，省外人力資本流入初期能夠促進包容性增長，且邊際效用逐漸下降，經(jīng)過拐點后將抑制該地區(qū)的包容性增長；列（2）結果表明，核心解釋變量中，僅省內(nèi)人力資本配置效率一次項顯著，且在1%水平上顯著為負。因此，對于人力資本配置過剩的地區(qū)來說，本地區(qū)人力資本的流出對其包容性增長的影響不顯著，而省內(nèi)人力資本由農(nóng)業(yè)部門流出能夠顯著促進包容性增長。

Aim: to make a comparative assessment of the use of various reconstructive methods in the atherosclerotic lesions of the femoro-tibial segment.

3.自然資本稟賦異質(zhì)性

包容性增長不僅受到資源配置與區(qū)域發(fā)展狀況等因素的影響，一定程度上也受到自然稟賦水平的影響。自然資本稟賦影響發(fā)展模式，自然資本越豐裕的地區(qū)，一方面其經(jīng)濟增長越依賴農(nóng)業(yè)、采礦業(yè)與旅游業(yè)等產(chǎn)業(yè)，越需要整合自然資本進行規(guī)?；?jīng)營；另一方面，經(jīng)濟發(fā)展相對落后，人力資本的空間流動、產(chǎn)業(yè)間流動與代際流動越容易受到限制[48]。本文以是否為資源型省份將樣本分類，分別以雙向固定效應模型進行回歸，見表7列（3）、列（4）。結果顯示，對自然資本不豐裕的地區(qū)，省際人力資本配置效率二次項系數(shù)為負，一次項系數(shù)為正，均在1%水平上顯著，省內(nèi)部門間人力資本配置效率系數(shù)不顯著，表明省際人力資本配置與包容性增長關系呈倒U型曲線，且在配置效率達到最優(yōu)之前存在拐點；對自然資本豐裕的地區(qū)，省際人力資本配置效率二次項系數(shù)在1%水平上顯著為正，一次項系數(shù)在10%水平上顯著為負，表明省際人力資本配置效率與包容性增長關系呈U 型曲線，隨著人力資本配置效率的提高，包容性增長指標先下降后上升。進一步，由于自然資本豐裕的地區(qū)本身存在人力資本流動困難的問題，更易陷入“資源詛咒”的陷阱[48]，而初期優(yōu)化人力資本配置對包容性增長的負面作用，則強化了自然資本對包容性增長的抑制效應。由U 型曲線可知，為更好地實現(xiàn)經(jīng)濟增長與共同富裕，必須突破現(xiàn)狀，持續(xù)推進人力資本自由流動，當資源配置效率突破閾值之后，繼續(xù)優(yōu)化人力資本配置最終能夠推動實現(xiàn)包容性增長。

表7 資源配置狀況回歸結果

（五）機制分析

包容性增長的內(nèi)涵可以簡單分為增長與分配兩方面。優(yōu)化人力資本配置能夠充分發(fā)揮經(jīng)濟潛力，改變收入分配格局，從而影響經(jīng)濟的包容性增長與高質(zhì)量發(fā)展。一方面，暢通人才流動渠道使人力資本在市場的影響下隨空間與部門的生產(chǎn)率高低自由流動，能夠優(yōu)化各地區(qū)與各部門的要素投入結構，提高全要素生產(chǎn)率，促進經(jīng)濟增長；另一方面，隨著人才由低生產(chǎn)率地區(qū)或部門流向高生產(chǎn)率地區(qū)或部門，流動人口的收入得以提高，初期由于部分流出人口收入增加帶來了收入差距的擴大，但隨著人力資本進一步流出，本地的就業(yè)壓力下降，資源結構逐漸優(yōu)化，收入隨之上升，中等收入群體得以擴大，進而縮小收入差距。由于本文涉及多個解釋變量的非線性模型，傳統(tǒng)中介效應并不適用，因此，參考江艇[49]的研究，以邏輯內(nèi)涵上與包容性增長較為密切的全要素生產(chǎn)率和收入差距為中介變量，考察解釋變量與中介變量、被解釋變量的因果關系，并以此作為作用機制的檢驗手段。解釋變量與被解釋變量的因果關系前述已有分析，這里重點關注解釋變量與中介變量的實證關系。

表8 的列（1）、列（2）分別顯示了省際、省內(nèi)人力資本配置效率對全要素生產(chǎn)率與收入差距回歸估計結果。由列（1）回歸結果可知，省際人力資本配置效率指標的一次項在5%水平上顯著為正，二次項在1%水平上顯著為負，省內(nèi)人力資本配置效率指標的一次項在5%水平上顯著為負，二次項系數(shù)為正但不顯著。這表明省際人力資本配置效率與全要素生產(chǎn)率之間呈倒U型曲線，且在到達最優(yōu)配置效率之前存在拐點。因此，以本地區(qū)全要素生產(chǎn)率提高為目標的最優(yōu)省際人力資本配置效率在以國家整體產(chǎn)出最優(yōu)的全要素生產(chǎn)率之前實現(xiàn)。同時，省內(nèi)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門間的人力資本配置效率的提高能夠顯著促進本地區(qū)的全要素生產(chǎn)率提高。具體來看，省內(nèi)人力資本配置效率每提高1%，當?shù)厝厣a(chǎn)率水平平均提高約0.097%。

表8 人力資本配置對包容性財富的影響機制分析

列（2）回歸結果表明，省際、省內(nèi)人力資本配置效率指標均與收入差距呈U 型曲線關系。隨著配置效率指標數(shù)值的下降，各層級人力資本配置效率逐漸提高，伴隨著收入差距指標先下降后上升的過程，城鄉(xiāng)收入差距經(jīng)歷了先擴大后縮小的過程。

六、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文在厘清人力資本配置對包容性增長影響的理論機制與傳導路徑的基礎上，利用我國29 個省、區(qū)、市2005—2019年的數(shù)據(jù)，實證考察了人力資本配置效率對包容性增長的具體影響。結果表明，人力資本配置效率通過影響全要素生產(chǎn)率與收入差距作用于包容性增長，省際空間與省內(nèi)部門間人力資本配置效率與包容性增長指標分別呈倒U 型與U 型曲線。優(yōu)化省際人力資本配置初期能夠顯著促進包容性增長且省際人力資本自由流動對包容性增長的正向促進作用逐漸減弱，之后將抑制包容性增長；促進省內(nèi)農(nóng)業(yè)部門人力資本向非農(nóng)業(yè)部門的流動初期會抑制包容性增長，但隨著人力資本的進一步流動，轉為促進包容性增長。而后的2SLS回歸估計方法在緩解內(nèi)生性問題的同時，與一系列穩(wěn)健性檢驗共同驗證了該結論的穩(wěn)健性。

進一步，本文分別從區(qū)域、資源配置狀況與是否為資源型省份三個維度對人力資本配置影響包容性增長的效應進行異質(zhì)性分析。結果表明，首先，從區(qū)域分組的估計結果看，對于東部地區(qū)來說，省際人力資本配置效率的提升能夠顯著促進包容性增長，在通過鼓勵人力資本省際自由流動進而促進包容性增長的同時，這一促進效應逐漸減弱，在達到省際人力資本最優(yōu)配置效率前不存在拐點，省內(nèi)部門間人力資本配置效率影響不顯著；對于東部以外的其他地區(qū)來說，優(yōu)化省際空間人力資本配置不能顯著影響本地包容性增長，而省內(nèi)農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)部門間人力資本配置效率的提高對包容性增長的影響呈U型曲線，初期由于收入差距的擴大等原因?qū)е掳菪栽鲩L被抑制，隨著勞動力轉移規(guī)模的逐步擴大，農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)率提高，逐漸由抑制效應轉為促進效應。其次，從資源配置效率分組的估計結果來看，對于人力資本配置不足的地區(qū)來說，改善省際人力資本配置與促進包容性增長之間呈倒U型曲線，省外人力資本流入能夠有效促進包容性增長，之后轉為抑制包容性增長；對于人力資本配置過剩的地區(qū)來說，本地區(qū)的人力資本流出對包容性增長的影響不顯著，而省內(nèi)農(nóng)業(yè)部門人力資本流出對包容性增長產(chǎn)生顯著的正向作用。再次，從是否為資源型省份的分組估計結果看，資源型省份的省際人力資本配置效率與包容性增長之間呈U型曲線，改善其人力資本配置后，包容性增長指標先下降后上升，且省內(nèi)人力資本配置效率對包容性增長的影響不顯著；其他地區(qū)的省際人力資本配置效率與包容性增長呈倒U型曲線關系。

（二）政策建議

為更好地優(yōu)化各層面人力資本配置效率，在促進經(jīng)濟增長的同時暢通人才流動，加速技術擴散與人力資本積累，更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚效應，最終實現(xiàn)共同富裕，本文提出如下政策建議：

1.促進人力資本流動，推動實現(xiàn)共同富裕。共同富裕的實現(xiàn)需要在發(fā)展的同時兼顧公平。通過本文研究結論可知，省際人力資本配置效率與包容性增長指標呈倒U型曲線關系，拐點隨著基礎設施建設、政府干預等指標的加入而左移，使本地對于包容性增長最優(yōu)的人力資本配置效率逐漸向能夠最大化產(chǎn)出的人力資本配置效率靠攏。因此，為兼顧經(jīng)濟增長與收入分配公平，實現(xiàn)共同富裕，未來政策在減少人力資本流動障礙的同時，應關注由人口流動帶來的產(chǎn)業(yè)結構升級與收入差距變動，加大政府公共支出，繼續(xù)推進基礎設施建設，不斷調(diào)整適應經(jīng)濟一體化下的產(chǎn)業(yè)分工格局。

2.追求共同富裕，應當因地制宜制定人才政策。通過區(qū)域異質(zhì)性分析結果可知，東部地區(qū)與人力資本配置不足的地區(qū)能夠通過優(yōu)化人力資本配置顯著作用于包容性增長，而其他地區(qū)和人力資本配置過剩的地區(qū)則對省內(nèi)部門間的人力資本流動更敏感。因此，為更好地發(fā)揮人力資本配置對共同富裕的效應，各地區(qū)應根據(jù)本地人才配置狀況制定不同政策，及時調(diào)整人才流動調(diào)控方向，持續(xù)疏通和鼓勵人力資本在省內(nèi)部門間與省際的流動，同時加大技術研發(fā)投入，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，不斷推進城鎮(zhèn)化與農(nóng)業(yè)機械化進程。

3.持續(xù)優(yōu)化人力資本配置效率，突破“資源詛咒”怪圈，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。對于資源豐裕的地區(qū)來說，自然資本豐?？赡軙戆菪栽鲩L的“資源詛咒”。短期來看，人力資本配置效率的提高將抑制包容性增長；長期來看，當配置效率突破拐點之后，最終會在促進經(jīng)濟增長的同時推動實現(xiàn)共同富裕。因此，資源型省份應充分考慮政策的長期效應，提高資源利用效率的同時，通過不斷推進人力資本在省際空間自由流動，優(yōu)化投入要素結構，利用資源稟賦的先天優(yōu)勢，真正促進實現(xiàn)包容性增長與共同富裕。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：https：//humancapital.cufe.edu.cn/rlzbzsxm.htm。

②考慮到種植面積、產(chǎn)量和收入因素，選擇稻谷、小麥、玉米、大豆、花生、棉花、長絨棉、烤煙、甘蔗、甜菜、蘋果、柑、桔、馬鈴薯、綠毛茶、紅毛茶、西紅柿、黃瓜、茄子等作為各省區(qū)市的代表性作物對農(nóng)耕地的年租金進行衡量，其中稻谷包含早秈稻、中秈稻、晚秈稻和粳稻四種作物，稻谷、小麥、玉米作為主要糧食作物，占據(jù)了大部分農(nóng)耕地。大豆、花生作為油料作物的代表，棉、煙和糖類代表性作物為棉花、長絨棉、烤煙、甘蔗、甜菜，蘋果、柑、桔、馬鈴薯、黃瓜等為蔬菜水果類作物代表。

③由于各類年鑒及統(tǒng)計資料通常提供的是前一年的數(shù)據(jù)，因此本文所使用的2005—2019年數(shù)據(jù)來源于2006—2020年的各類統(tǒng)計年鑒。

④需要說明的是，本文選取我國29個省份。一是未包括港澳臺地區(qū)，二是由于西藏與海南數(shù)據(jù)缺失較多，因此予以剔除。

⑤分類只關注樣本期內(nèi)資源配置效率處于同一狀態(tài)的省份，樣本期內(nèi)資源配置狀況發(fā)生變化的地區(qū)從回歸樣本中剔除，因此總樣本量減少。