何菊蓮，胡 嬌，何 健

(湖南師范大學，湖南 長沙 410081)

一、引言

產業(yè)結構優(yōu)化升級是我國當前加快經濟發(fā)展方式轉變中的重要問題，自“九五”時期以來，黨和國家一直重視。但是目前，我國的產業(yè)發(fā)展主要還是高投入、低產出、高消耗、低效率、高排放、低循環(huán)、高資本、勞動力的低成本的“四高四低”的資源和投資驅動。這種驅動方式引起的資源短缺、環(huán)境污染、生態(tài)破壞、社會矛盾、失業(yè)嚴重等經濟社會問題已成為制約我國加快經濟社會發(fā)展方式轉變的重要瓶頸。[1]這一瓶頸必須靠挖掘“軟實力”(即提升人力資本價值)加以解決。因為人力資本價值作為產業(yè)發(fā)展的主導性資源(表現(xiàn)在人力資本價值水平高低決定其他資源產業(yè)發(fā)展的作用向度、力度、方式方法和范圍。其他資本都要接受人力資本的聚集、支配和調控才能發(fā)揮其資本作用，否則失去其存在價值，且不能為價值增值發(fā)揮作用，自身價值也因磨損而最終喪失)，能將自身資本與產業(yè)發(fā)展的其他資本要素有機整合，形成推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的合力。這一合力不僅對提高勞動邊際生產率具有直接作用，而且能更有效率的整合應用各要素，改善物質資本生產率，減弱資本收益遞減規(guī)律的影響，結果將使既定資源下的社會生產盡可能向邊界外移。因為科技知識對于產業(yè)發(fā)展的積累效應、乘數(shù)效應，這種外移速度將出現(xiàn)遞增趨勢。在當前更為重要的是還將有助于完善人的精神質量和道德品格，為產業(yè)結構優(yōu)化升級創(chuàng)造根本的精神動力和支撐。這是因為人力資本的精神質量和道德品格的完善，能夠化解產業(yè)發(fā)展過程中過度消耗資源、污染環(huán)境所引發(fā)的人與自然之間乃至人與人之間、人與社會之間的矛盾；化解過度依賴出口、壓低勞動成本所引發(fā)的勞資矛盾；化解片面追求發(fā)展速度不注重結構優(yōu)化所帶來的社會矛盾；同時，有利于促進經濟平穩(wěn)較快發(fā)展，促進社會穩(wěn)定，為加快經濟發(fā)展方式轉變持續(xù)提供動力。

已有研究的基本共識是：人力資本對產業(yè)結構優(yōu)化升級具有推動作用。本文與已有研究的區(qū)別在于：第一，在分析視角上，已有的相關研究主要側重于研究人力資本對產業(yè)結構優(yōu)化升級的直接影響，而缺乏基于人力資本價值提升視角研究產業(yè)結構優(yōu)化升級推動力的實證成果。而本文則比較分析不同區(qū)域的人力資本價值提升水平差異和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程快慢，試圖揭示人力資本推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的機制，中間的推動橋梁是價值提升。第二，利用層次權重決策分析法，構建人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的測評指標，提供了測算人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程代表性指標的思路；收集整理統(tǒng)計近11年的相關數(shù)據，強化了對我國產業(yè)結構優(yōu)化升級的背景考察，實證分析人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的影響，為“人力資本與產業(yè)發(fā)展”理論提供了經驗證據，為較系統(tǒng)地開展人力資本價值和產業(yè)結構優(yōu)化升級關系的研究創(chuàng)造了數(shù)據條件。

二、數(shù)據與模型設定

產業(yè)從勞動密集型向知識技術密集型發(fā)展過程中，對人力資本的知識技能水平不斷提出更高要求：普通型→技能型→高技能型→科技型。產業(yè)結構的每一次優(yōu)化升級都離不開與之相適應的人力資本價值提升。人力資本價值提升促進產業(yè)結構優(yōu)化升級的動力：一是表現(xiàn)為人力資本的生產功能和知識溢出效應，使人力資本在改造升級傳統(tǒng)產業(yè)、選擇發(fā)展新興產業(yè)及主導產業(yè)過程中發(fā)揮巨大作用；二是表現(xiàn)為人力資本通過其價值增量和結構變動，增強產業(yè)創(chuàng)新能力、加速產業(yè)擴散與轉移，促使產業(yè)結構向綜合化、高度化演進。

為實證檢驗人力資本價值提升能否推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，本部分先考察如何測評人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程。

(一)數(shù)據來源及指標的選擇與說明

本文所使用的數(shù)據以2000-2011 的中國的科技、教育、勞動等統(tǒng)計年鑒、《上海統(tǒng)計年鑒》、《湖南統(tǒng)計年鑒》等統(tǒng)計年鑒為主，結合上海統(tǒng)計信息網、湖南統(tǒng)計信息網以及中央各部網站數(shù)據整理計算所得。鑒于統(tǒng)計數(shù)據年限是滯后公布的，所以本文選取2000-2010年的樣本。樣本的選擇根據具有典型性、代表性、便于統(tǒng)計等原則，[2]選取東部地區(qū)的上海市和中部地區(qū)的湖南省兩個具有不同經濟發(fā)展態(tài)勢的樣本省市進行對比分析，實證分析人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動力。

本文核心變量是人力資本價值提升和產業(yè)結構優(yōu)化升級，分析這兩者之間的傳導機制的必要前提是變量的解釋和指標的選擇。為此，將變量的解釋和指標的選擇說明如下。

綜合國內外研究成果，本文概括的人力資本價值提升是指通過對人力資本進行各方面(教育培訓、科技開發(fā)、醫(yī)療衛(wèi)生保健、工資收入、社會保障和公共服務等)的投資和綜合運用人力資本價值(指個人或者群體為組織提供有效服務的具有經濟價值的智能、經驗、體能及其它質量因素的總和)的各種管理措施和手段大力開發(fā)人力資本，有效促進其價值水平的充分發(fā)揮，從而促進組織提高未來勞動生產率和競爭力的社會活動過程。

根據這一口徑，本文將描述人力資本價值提升水平的指標說明如下：

表1 人力資本價值提升水平測評的指標說明

衛(wèi)生保健X11 每萬人擁有床位數(shù)X12 每萬人擁有衛(wèi)生人員數(shù)X13 醫(yī)療衛(wèi)生機構數(shù)張人個工資收入和社會保障X14 企業(yè)從業(yè)人員年平均工資X15 職工基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)X16 職工失業(yè)保險參保人數(shù)X17 職工基本醫(yī)療保險參保人數(shù)X18 職工工傷保險參保人數(shù)千元/年萬人萬人萬人萬人公共服務X19 擁有職業(yè)介紹機構數(shù)X20 從業(yè)人員占總人口比重X21 公共圖書館機構數(shù)X22 社區(qū)服務設施數(shù)個%百個百個

產業(yè)結構優(yōu)化升級，即產業(yè)之間及各產業(yè)內部的優(yōu)化組合和生產要素效率的提高，是轉變經濟發(fā)展方式的主要途徑和重要內容。具體表現(xiàn)為淘汰落后產能，推動并購、重組、整合及資產注入，通過扶優(yōu)汰劣提高勞動生產率，實現(xiàn)產業(yè)集中度、競爭力的提升。因此，本文將測評產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的指標說明如下：

表2 產業(yè)結構優(yōu)化升級進程測評的指標體系

在產業(yè)結構優(yōu)化升級問題上，用GDP 增長率移動平均值與高新技術產業(yè)產值占工業(yè)總產值比重作為衡量產業(yè)內部結構優(yōu)化的參考指標[3]，并結合第三產業(yè)的產值比重、三大產業(yè)的就業(yè)比重作為衡量三次產業(yè)結構合理化和高度化的參考指標。而技術進步是產業(yè)結構升級的關鍵環(huán)節(jié)，所以，本文用科技成果產出量、技術市場成交額和專利及發(fā)明專利申請受理數(shù)等常被視為科技進步的指標，作為衡量產業(yè)結構升級的重要參考指標。[4]

(二)人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的比較分析

該部分主要比較分析兩地人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程，反映出這兩大核心變量的動態(tài)變化，以獲得對兩者關系的較為準確的把握，為下文的理論模型和實證分析做好鋪墊。根據以上指標，運用收集整理統(tǒng)計的數(shù)據，描述統(tǒng)計和比較分析2000-2010年兩地人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程。結果如下：

表3 上海人力資本價值提升水平的描述性統(tǒng)計

表4 湖南人力資本價值提升水平的描述性統(tǒng)計

從表3、表4 可以看出，兩地隨著其經濟社會的發(fā)展，人力資本價值水平不斷得到提升。但是，提升水平差異懸殊：(1)從總體數(shù)據的絕對值看，上海市各個維度的測評數(shù)值都優(yōu)于湖南。(2)從教育培訓、科技投入和醫(yī)療衛(wèi)生三個方面的人力資本價值提升水平看，湖南遠遠落后于上海。以2010年的數(shù)據來說明：人均教育經費支出，湖南才798.46元，上海達2144.8 元；R&D 經費占GDP 比重，湖南才1.16%，上海達2.8%；人均科技經費支出，湖南才273.43 元，上海達2640 元；每萬人大專以上學歷人數(shù)，湖南才759 人，上海達2189 人；每萬人擁有科技活動人員數(shù)和專業(yè)技術人員數(shù)，湖南才21.03 人和144.28 人，上海達145 和395.5 人。因為人力資本價值提升的投資要依賴經濟發(fā)展提供物質基礎，受經濟發(fā)展水平限制，湖南提升人力資本價值的投資規(guī)模和速度，滿足不了經濟發(fā)展對人力資本價值提升的需求，從而影響到產業(yè)結構優(yōu)化升級進程加快。因為：只有對人力資本進行教育培訓、科技開發(fā)、提升智能，他們參與經濟活動的自主性、能動性和創(chuàng)造性才能充分調動起來，他們才會積極學習、努力創(chuàng)新，直至做出重大發(fā)明創(chuàng)造，提高操作技能和勞動效率，進而大大促進生產力發(fā)展，甚至利用新發(fā)明、新材料、新工藝、新能源、新技術等開創(chuàng)生產活動新領域，進而導致新產業(yè)部門形成。人力資本的智能水平，直接決定一個國家或地區(qū)經濟發(fā)展的速度、質量和潛力。智能水平高、綜合素質好的人力資本，不僅會使原有生產要素發(fā)生質的變化，而且會有更多發(fā)明創(chuàng)造，是實現(xiàn)科技創(chuàng)新，促進技術進步和產業(yè)結構優(yōu)化升級的深層基礎。因此，人力資本價值提升是產業(yè)結構優(yōu)化升級的關鍵。以上結論，初步驗證了人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動作用。

表5 上海產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的描述性統(tǒng)計

表6 湖南產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的描述性統(tǒng)計

表5、表6 的統(tǒng)計結果表明，隨著經濟的不斷發(fā)展，產業(yè)結構優(yōu)化升級進程不斷加快，但是程度不一：(1)指標中的Y2 可以在一定程度上反映戰(zhàn)略新興產業(yè)的發(fā)展程度以及第二產業(yè)內部的優(yōu)化升級程度。通過比較發(fā)現(xiàn)，湖南的這一指標值遠遠低于上海，表明湖南第二產業(yè)內部的結構高度化進程較慢。(2)到2010年，湖南三次產業(yè)的就業(yè)比重最高的是一產，達42.4%，二產比重低為23%；上海三次產業(yè)的就業(yè)比重最高的是三產，達55.92%，一產比重最低，僅為3.4%。從三次產業(yè)的就業(yè)結構看，上海的產業(yè)結構明顯比湖南優(yōu)，二三產業(yè)比重明顯高于第一產業(yè)，結構較為合理。湖南的一產勞動力比重過高，說明仍以農業(yè)為主要產業(yè)，產業(yè)結構處于國際產業(yè)鏈分工的低端狀況。產業(yè)的內生技術能力不足，第二、三次產業(yè)低水平發(fā)展，現(xiàn)有產業(yè)結構的低度化和不合理，使人力資本價值供求在低端達到均衡，擠出了知識、技術密集型人力資本，形成產業(yè)結構不合理→未充分就業(yè)→人力資本財富降低→人力資本自由發(fā)展被約束。(3)湖南的Y7、Y9 和Y10 在報告期各年度的數(shù)值都相對較低，表明技術進步促進產業(yè)結構優(yōu)化升級進程較慢。因為科技成果產出量、每百人R&D 人員全時當量科技成果產出量、技術市場成交額和專利及發(fā)明專利申請受理數(shù)，常被視為科技進步的指標，是技術進步對產業(yè)發(fā)展作用的綜合反映，而技術進步又是產業(yè)結構優(yōu)化升級的關鍵環(huán)節(jié)。由此可以說明湖南的產業(yè)發(fā)展仍屬資源、投資驅動型，而不是人力資本價值提升的創(chuàng)新驅動和技術驅動，因此，為加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程，科技進步問題應得到更有效解決。因為物質資本缺乏，可購買，貨幣資金缺少，可引進，但缺少科技人力資本，卻難以引進。因為真正具有競爭力的核心的關鍵的技術買不進，只能靠自主創(chuàng)新。以上結論，進一步驗證了提升人力資本價值特別是其中的科技人力資本價值是推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力。

(三)計量模型的設定

對依據指標體系收集的數(shù)據進行標準化處理(消除量綱影響)，構造相應的判斷矩陣Y；計算相關矩陣的特征值λi 和特征向量αi，(i=1，2…n)；根據L 個公共因子的方差貢獻率超過85%的原則確定公共因子個數(shù)L，代替原來的m 個指標；計算因子載荷矩陣，對矩陣進行最大方差旋轉，再計算各公因子得分；按因子得分(FI…FM)方差貢獻率的大小，計算綜合得分再根據綜合得分給出相應的評價。

Lij 為第j 個公因子對應于原變量Yi 的因子載荷量，εi 表示特殊因子，是除了公因子(F)之外影響該變量的其他因素，Wi/p 為旋轉后第j 個公因子對原變量的方差貢獻度。最后，在旋轉后的因子載荷矩陣L 中提取公因子，并對其經濟意義給以明確解釋。

三、實證分析

前文的分析已經表明人力資本價值提升推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的傳導機制。為進一步實證這一機制，進行以下實證分析。

(一)因子提取及命名

因為因子分析變量具有一定相關性要求，從因子相關系數(shù)矩陣(因節(jié)省篇幅從略)可知，指標間的相關關系較高，該數(shù)據適合做因子分析。因此，采用因子分析法來反映影響兩地人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程各個因素情況。因子分析中，通過運用特征根判別標準限定因子個數(shù)獲得目標因子，并結合因子方差最大正交旋轉法以增強目標因子的解釋能力。然后，利用提取的主成分特征值累加計算得到兩地報告期歷年人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程加權綜合得分，參與回歸分析，得出人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的作用關系。

1.人力資本價值提升因子命名解釋

表7、表8 給出了兩地人力資本價值提升因子分析特征值及方差比重(為節(jié)省篇幅只取符合特征根判別標準的因子個數(shù)，下同)

表7 上海人力資本價值提升因子分析原變量總方差的解釋

表7 顯示，三個公因子共解釋原變量總方差的85.154%，說明提取的效果較好，因而提取三個因子是合適的。由旋轉因子結果得出，第一公因子在AX14、AX17、AX18、AX22的載荷值較大，主要涵蓋工資收入及社會保障指標，稱為工資收入及社會保障因子fAX1。第二公因子AX2、AX3、AX4、AX7 有較大載荷，主要體現(xiàn)了人力資本價值提升的教育培訓和科技開發(fā)，稱為教育培訓科技開發(fā)因子fAX2。第三公因子在AX13、AX21 有較大載荷，可以稱為衛(wèi)生保健及公共服務因子fAX3。

表8 湖南人力資本價值提升因子分析原變量總方差的解釋

從表8 可知，三個公因子共解釋原變量總方差的92.742%，說明提取的效果很好，因而提取三個因子是合適的。由旋轉因子結果得出，第一公因子在BX2、BX8-BX11、BX14、BX17、BX18、BX20、BX21有較大載荷，主要涵蓋了人力資本價值提升的科技開發(fā)、工資收入和社會保障方面，稱為科技開發(fā)及社會保障因子fBX1。第二公因子在BX1、BX4、BX5 有較大載荷，稱為教育培訓因子fBX2。第三公因子在BX19、BX22 有較大載荷，稱為公共服務因子fBX3。

2.產業(yè)結構優(yōu)化升級因子命名解釋

表9 表10 給出了產業(yè)結構優(yōu)化升級因子分析特征值及方差比重。從表9 可知，三個公因子共解釋原變量92.041%的總方差，說明提取的效果很好，因而提取三個因子是合適的。由旋轉因子結果得出，第一公因子在AY3、AY4、AY6 有較大載荷，主要涵蓋產業(yè)結構優(yōu)化指標，稱為產業(yè)結構優(yōu)化因子fAY1。第二公因子在AY2、AY7、AY9、AY10 有較大載荷，稱為產業(yè)結構升級因子fAY2。第三主成分在AY1 有較大載荷，所以稱為GDP 增長因子fAY3。

表9 上海市產業(yè)結構優(yōu)化升級因子分析原變量總方差的解釋

表10 湖南產業(yè)結構優(yōu)化升級因子分析原變量總方差的解釋

從表10 可知，三個公因子共解釋原變量89.952%的總方差，說明提取的效果較好，因而提取三個因子是合適的。由旋轉因子結果得出，第一公因子在BY10、BY5、BY6、BY11 有較大載荷，主要涵蓋了產業(yè)結構優(yōu)化升級的多個方面，稱為產業(yè)結構綜合因子fBY1。第二主成分在BY1、BY4 有較大載荷，稱為產業(yè)結構優(yōu)化因子fBY2。第三主成分在BY8 R&D 人員全時當量有較大載荷，稱為產業(yè)科技成果因子fBY3。

(二)線性回歸分析

回歸分析可用于評估自變量對因變量的效果。通過以上因子分析，分別提取公因子。將自變量與因變量的公因子進行回歸分析，來驗證產業(yè)結構優(yōu)化升級進程中人力資本價值提升的推動作用。

根據統(tǒng)計軟件SPSS20.0 自動生成的指標數(shù)據的標準化值，得出自變量和因變量各公因子報告期歷年得分(fx：人力資本價值提升因子，fy：產業(yè)結構優(yōu)化升級因子，A：上海市，B：湖南省)。

表11 滬湘人力資本價值提升指標主成分及綜合得分

表12 滬湘產業(yè)結構優(yōu)化升級進程指標主成分及綜合得分

表11、12 的數(shù)據比較可知，2006年之前，兩地人力資本價值提升水平的綜合得分為負值，而同期，產業(yè)結構優(yōu)化升級的綜合得分也顯著為負值。這表明2000-2006年這一區(qū)間兩地的人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程處于平均水平以下。2006年之后，兩者的綜合得分都為正值，這表明，2006年以來，兩地的教育、科技、衛(wèi)生保健、工資收入和社會保障、公共服務等事業(yè)快速發(fā)展，人力資本價值得到提升，同時，產業(yè)結構優(yōu)化升級進程也在加快。這進一步說明人力資本價值提升與產業(yè)結構優(yōu)化升級呈顯著正相關關系。數(shù)據還顯示：人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的影響從2006年至今是逐漸加大的，因此，人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動作用會隨著人力資本價值水平的提升而逐漸增強。從以上兩組數(shù)據可以看出兩者的走向、趨勢大致相同。以上結論，進一步驗證了人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動作用。

分別建立Lnfy1,Lnfy2,Lnfy3 與Lnfx1,Lnfx2,Lnfx3 的線性模型，線性回歸得到以下結果：

表13 上海市測評數(shù)據的回歸結果

根據回歸結果，得出以下分析和結論：

(1)LnfAy1 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.995，調整R2=0.993，擬合系數(shù)很高，回歸方程較好的反映了自變量3 大因子與因變量fAy1 因子之間的關系；模型的Sig=0.000，說明該模型具有顯著的統(tǒng)計意義；fAx1 與fAx3 的顯著水平分別為0.000、0.034，顯著水平高，模型通過了回歸參數(shù)檢驗；說明這兩個因子與fAy1 產業(yè)結構優(yōu)化呈顯著正相關；而fAX2 對產業(yè)結構優(yōu)化因子fAY1的顯著度較低，即不顯著。據此，我們可以認為，通過工資收入和社會保障、衛(wèi)生保健和公共服務的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化能產生積極的推動作用。fAx2 顯著水平為0.204，顯著度較低，可以說不顯著，說明現(xiàn)有的通過教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化未產生應有的推動作用。

(2)LnfAy2 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.823，調整R2=0.721，擬合系數(shù)較高，fAX2的顯著水平為0.001，通過了回歸方程的系數(shù)檢驗，說明通過教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升對產業(yè)結構升級fBY2 的影響顯著。這一結論說明教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升是推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力。

(3)LnfAy3 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.823，調整R2=0.721，擬合系數(shù)較高，fAX2、fAX3 的顯著水平分別為0.059、0.000，通過了回歸方程的系數(shù)檢驗，說明通過教育培訓科技開發(fā)和衛(wèi)生保健及公共服務的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級進程中的GDP 增長因子fBY3 有影響顯著。這一結論同樣說明教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升是推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力。

表14 湖南省測評數(shù)據的回歸結果

根據回歸結果，得出以下分析和結論：

(1)LnfBy1 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.995，調整R2=0.993，擬合系數(shù)較高，fBX1、fBX3的顯著水平分別為0.000和0.005，通過了回歸方程的系數(shù)檢驗，說明通過科技開發(fā)及社會保障和公共服務的人力資本價值提升對產業(yè)結構綜合因子FBY1 的影響顯著。這一結論，驗證了人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的作用關系。

(2)LnfBy2 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.750，調整R2=0.656，擬合系數(shù)較高，F(xiàn)BX2的顯著水平為0.002，通過了回歸方程的系數(shù)檢驗，說明通過教育培訓的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化因子FBY2 的影響顯著。這一結論，同樣驗證教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升是推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力。

(3)LnfBy3 的結果是：回歸模型的擬合系數(shù)R2=0.723，調整R2=0.618，擬合系數(shù)較高，F(xiàn)BX2、FBX3 的顯著水平分別為0.096 和0.003，通過了回歸方程的系數(shù)檢驗，說明通過教育培訓和公共服務的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的產業(yè)科技因子FBY3 的影響顯著。

總體而言，以上回歸結論驗證了人力資本價值提升是產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要推動力。

四、結論、啟示與政策含義

中國已進入加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的重要機遇期，本文試圖從人力資本價值提升視角探尋加快產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動力。

本文運用構建的指標體系，收集整理2000-2010年間兩地人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的數(shù)據，并進行描述性統(tǒng)計分析，結果表明：近11年來，兩地的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動作用不斷增強，人力資本價值提升水平和產業(yè)結構優(yōu)化升級進程顯著正相關。

通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，人力資本價值提升能推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，其中，通過教育培訓和科技開發(fā)的人力資本價值提升是加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程的重要推動力。這是因為教育培訓、科技開發(fā)不僅能夠通過其自身的發(fā)展拉動經濟發(fā)展，而且還能夠通過增加人力資本價值存量影響產業(yè)結構優(yōu)化升級。不僅如此，教育人力資本價值、科技人力資本價值可反復使用，越用越得到提升，教育科技人力資本價值的無限供給特征決定了它對日益枯竭的自然資源和稀缺的物質資本的替代作用和彌補作用，決定了它可以克服環(huán)境、資源和市場對產業(yè)發(fā)展的制約作用，快速地增加產出總量，從而使產業(yè)發(fā)展具有不竭的力量源泉。因此，通過教育培訓、科技開發(fā)所得到的人力資本價值的不斷提升是推動產業(yè)結構優(yōu)化升級的最重要力量。

以上研究結論帶給我們的啟示和政策含義：

本文的研究結論凸顯出在加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程中提升人力資本價值的戰(zhàn)略意義。雖然，近11年來，兩地的人力資本價值提升對產業(yè)結構優(yōu)化升級的推動作用不斷增強，但是，結合對產業(yè)結構優(yōu)化升級指標數(shù)據的靜態(tài)分析可知：加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程受到各種因素制約，其中，凸顯的是現(xiàn)有的人力資本供給短缺與加快產業(yè)結構優(yōu)化升級進程需求旺盛的矛盾。湖南目前的產業(yè)發(fā)展方式仍屬“四高四低”的傳統(tǒng)的資源、投資驅動型，而不是人力資本價值推動型，影響產業(yè)結構優(yōu)化升級進程。由此得到的政策含義為：應樹立科學的人力資本價值觀，不僅完善人力資本價值提升的制度安排，保障人力資本價值提升取得實效，而且要完善人力資本價值水平發(fā)揮的激勵機制，以人力資本價值提升為驅動，加快產業(yè)結構優(yōu)化升級；提高人力資本價值水平與產業(yè)結構優(yōu)化升級的協(xié)調程度，注重人力資本的教育培訓和科技開發(fā)，大力提升教育人力資本和科技人力資本價值，特別是提升人力資本的自主創(chuàng)新能力，尋求新的發(fā)展動力和支撐，已成為當前加快產業(yè)結構優(yōu)化升級的當務之急和重中之重。只有這樣，才能有效緩解人力資本供給短缺與加快產業(yè)結構優(yōu)化升級需求旺盛之間的矛盾，縮小與發(fā)達地區(qū)在人力資本價值水平提升上的差距，加快產業(yè)發(fā)展方式從資源驅動型向人力資本價值驅動型轉變，實現(xiàn)經濟趕超。

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