李斌+張瑤

摘要：本文選取我國(guó)30個(gè)省區(qū)2001-2012年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法，就異質(zhì)性人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各類型人力資本投資均能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)，而且技能型和制度型人力資本的作用強(qiáng)于基礎(chǔ)型和知識(shí)型人力資本；物質(zhì)資本投入能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)，但人力資本通過影響物質(zhì)資本投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)的作用為負(fù)。因此，加強(qiáng)應(yīng)用教育、提升人力資本整體素質(zhì)、放寬人口遷移限制條件等，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。

關(guān)鍵詞：異質(zhì)性人力資本；泰爾指數(shù)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)；系統(tǒng)GMM

中圖分類號(hào)：F26924文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

通過分開測(cè)算人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的直接作用，以及物質(zhì)資本對(duì)其的間接作用，本文就我國(guó)異質(zhì)性人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響進(jìn)行實(shí)證研究，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是否會(huì)受到人力資本結(jié)構(gòu)的影響，異質(zhì)性人力資本如何影響到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，以期為政府制定相關(guān)政策提供相關(guān)依據(jù)。

一、異質(zhì)性人力資本指標(biāo)測(cè)算和評(píng)價(jià)

本文參照陳浩[1]和高遠(yuǎn)東[2]的方法，按照需求投資的層次對(duì)異質(zhì)性人力資本進(jìn)行劃分，并調(diào)整具體指標(biāo)計(jì)算：

1.基礎(chǔ)型人力資本（L1）。指人們通過必要的健康投資維持體能和健康，能夠從事一般的體力勞動(dòng)的人力資本，本文用人均醫(yī)療保健支出指數(shù)（θ）表示：

L1=θ（1）

具體計(jì)算方法是將各省城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均醫(yī)療保健支出取簡(jiǎn)單算術(shù)平均值，再用2001年為基期的CPI指數(shù)處理后計(jì)算人均醫(yī)療保健支出的實(shí)際值，選取最小值作為基期比較值，將各省各期實(shí)際值除以該值即為人均醫(yī)療保健支出指數(shù)（θ）。

2.知識(shí)型人力資本（L2）。指在健康投資的基礎(chǔ)上，通過教育投資獲取必要知識(shí)，獲得從事一定知識(shí)密集型勞動(dòng)能力的人力資本。本文參照陳浩的方法，將L1乘以教育系數(shù)，公式如下：

L2=θ∑[DD（]5[]i=1[DD）]qipi（2）

具體計(jì)算方法是將受教育程度分為文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上，將各學(xué)歷教育折算系數(shù)pi依次賦值為1、11、12、14和16。qi表示受教育程度為i的人口比重①。

3.技能型人力資本（L3）。指在接受基本教育的基礎(chǔ)上，通過接受培訓(xùn)投資而獲得從事專業(yè)工作技能的人力資本。本文采用各省各期職業(yè)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)畢業(yè)生數(shù)，除以對(duì)應(yīng)的就業(yè)人數(shù)作就業(yè)人口培訓(xùn)率②（α），公式如下：

L3=αθ∑[DD（]5[]i=1[DD）]qipi （3）

4制度型人力資本（L4）?？梢栽谝陨先肆Y本所具有能力的基礎(chǔ)上，通過遷移獲得適應(yīng)和改造外部經(jīng)濟(jì)制度的能力，在L3的基礎(chǔ)上增加遷移勞動(dòng)指標(biāo)計(jì)算得出。本文采用省域間人口遷入指數(shù)來反應(yīng)遷移狀況，γ表示各省各期人口遷入率，公式如下：

L4=γαθ∑[DD（]5[]i=1[DD）]qipi（4）

測(cè)算2001-2012年全國(guó)30省域4類人力資本指數(shù)，取省域均值和東中西部③指數(shù)如表1所示。從總體上看，2001-2012年期間4類人力資本指數(shù)水平逐年增加；從增幅上看，近年來的增長(zhǎng)速度有加大趨勢(shì)，這說明我國(guó)人力資本投資力度正在加強(qiáng)。人力資本層次越高，相關(guān)指數(shù)越低，這符合需求層次理論的思想。就區(qū)域來看，東部地區(qū)各類人力資本投資指數(shù)明顯高于中西部地區(qū)，在基礎(chǔ)型人力資本和知識(shí)型人力資本上，中部略高于西部。但是，近幾年來西部地區(qū)的技能型人力資本和遷移人力資本投資指數(shù)已超過中部地區(qū)，這說明西部大開發(fā)政策的成果開始顯現(xiàn)。

二、模型設(shè)定與變量選擇

（一）模型設(shè)定

通過建立回歸模型測(cè)算異質(zhì)性人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響，本文設(shè)定模型為：

Ti，t=α0Ti，t-1+α1FDIi，t+α2INVi，t+α3Li，t+α4INVi，t*Li，t+α5RDi，t+α6Ci，t+ηi+εi，t（5）

其中i表示省份，t表示時(shí)期，ηi為未觀測(cè)到的地區(qū)其他效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，Ti，t表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化程度?？紤]到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)前期對(duì)后期的發(fā)展具有很大程度的影響，就在模型右側(cè)加入其一階滯后項(xiàng)Ti，t-1。Li，t和交叉項(xiàng)LNVi，t*Li，t分別衡量人力資本的總體效應(yīng)，以及通過影響物質(zhì)資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)果變動(dòng)的間接效應(yīng)，F(xiàn)DIi，t、INVi，t、RDi，t、Ci，t分別代表利用外資水平、資本投資水平、科研投入強(qiáng)度和居民消費(fèi)水平。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)指標(biāo)構(gòu)建。由于投入其中的資本有機(jī)構(gòu)成不同，不同生產(chǎn)部門會(huì)產(chǎn)生極不相同的利潤(rùn)率，資本會(huì)從利潤(rùn)率較低的部門流向利潤(rùn)率較高的部門，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的實(shí)質(zhì)就是各種資源因不同的利潤(rùn)率，在各部門之間流動(dòng)而最終達(dá)到均衡的過程。因此，本文從實(shí)現(xiàn)資源利潤(rùn)率均衡的角度構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)指標(biāo)。

（1）基礎(chǔ)指標(biāo)構(gòu)建。本文借鑒干春暉等[3]對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的構(gòu)建方法，用重新定義的泰爾指數(shù)作為基礎(chǔ)指標(biāo)：

TL=∑[DD（]n[]i=1[DD）]（[SX（]Yi[]Y[SX）]）ln（[SX（]Yi[]Li[SX）]/[SX（]Y[]L[SX）]），i=1，2，3（6）

TL表示勞動(dòng)力泰爾指數(shù)，Yi和Li分別表示第i產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和就業(yè)人數(shù)。TL反映了各產(chǎn)業(yè)平均每單位勞動(dòng)力產(chǎn)值的差值水平，結(jié)果越趨近零表示各產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力產(chǎn)值越均衡。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理不僅包含勞動(dòng)力因素，還需要考慮各方面資源配置，可以加入固定資產(chǎn)投入和能源消耗合理化指標(biāo)，分別代表物質(zhì)資本產(chǎn)出水平和環(huán)境消耗產(chǎn)出水平，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的衡量指標(biāo)具有資源成本和環(huán)境消耗的因素。

根據(jù)公式（6）改進(jìn)泰爾指數(shù)，本文將勞動(dòng)力依次替換成固定資產(chǎn)和能源消費(fèi)量，G和N分別表示各省各期全社會(huì)固定資產(chǎn)和能源消費(fèi)量，公式如下：

TG=∑[DD（]n[]i=1[DD）]（[SX（]Yi[]Y[SX）]）ln（[SX（]Yi[]Gi[SX）]/[SX（]Y[]G[SX）]），i=1，2，3（7）

TN=∑[DD（]n[]i=1[DD）]（[SX（]Yi[]Y[SX）]）ln（[SX（]Yi[]Ni[SX）]/[SX（]Y[]N[SX）]），i=1，2，3（8）

（2）賦權(quán)方法說明。參考張玉和魏華波[4]的研究，本文采用CRITIC（Criteria Importance Through Intercriteria Correlation）賦權(quán)方法，將TL、TG與TN組合成一個(gè)新的評(píng)價(jià)指標(biāo)T。CRITIC法是一種客觀權(quán)重方法，其基本思路是以對(duì)比強(qiáng)度和評(píng)價(jià)指標(biāo)的沖突性為基礎(chǔ)來確定指標(biāo)的客觀權(quán)數(shù)。對(duì)比強(qiáng)度用各指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差來體現(xiàn)，評(píng)價(jià)指標(biāo)沖突性用三個(gè)指標(biāo)兩兩之間的相關(guān)性體現(xiàn)，若是正相關(guān)則表示沖突性比較低。因?yàn)楸疚倪x取的TL、TG和TN是對(duì)于社會(huì)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)，很可能出現(xiàn)較大的相關(guān)性，所以用CRITIC法來確定權(quán)數(shù)較為合理，用全國(guó)各省2001-2012年相關(guān)數(shù)據(jù)帶入以上公式，求得各省權(quán)重系數(shù)如表2所示④，θ1、θ2、θ3分別表示TL、TG與TN的權(quán)重。

依照上文，權(quán)重系數(shù)按信息量大小取值。由表2可看出各地區(qū)權(quán)重系數(shù)分布差異較大，以工業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的天津、黑龍江等地區(qū)的能源系數(shù)較高。勞動(dòng)力生產(chǎn)權(quán)重的高數(shù)值主要出現(xiàn)在西部地區(qū)，東中西部均有部分地區(qū)的固定資產(chǎn)投資權(quán)重系數(shù)較大。值得一提的是北京、天津、江蘇和山東等地區(qū)的固定資產(chǎn)投資相較穩(wěn)定，權(quán)重系數(shù)較低，而福建、海南、江西和部分西部地區(qū)固定資產(chǎn)等投資建設(shè)的權(quán)重系數(shù)較高。

2. 解釋變量的選擇。異質(zhì)性人力資本（L）。異質(zhì)性人力資本是本文的核心解釋變量，本文將分別測(cè)算基礎(chǔ)型（L1）、知識(shí)型（L2）、技能型（L3）和制度型人力資本（L4）對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響；采用實(shí)際利用外商直接投資按照當(dāng)期匯率折算成人民幣值，取其占GDP的比重作為一個(gè)變量；用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資經(jīng)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)處理，取其與對(duì)應(yīng)GDP比值，反映物質(zhì)資本投資水平；采用各省各期R&D投入占GDP的比重衡量技術(shù)進(jìn)步水平，用居民最終消費(fèi)率來反應(yīng)消費(fèi)水平。

本文實(shí)證分析采用的樣本包括除香港、澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣和西藏的中國(guó)30個(gè)?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)），所有樣本數(shù)據(jù)均來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》2001-2012年相關(guān)各期、各省統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》、《全國(guó)分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》、《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)固定資產(chǎn)統(tǒng)計(jì)年鑒》，計(jì)量分析使用的軟件為STATA100和EVIEWS60。

三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

（一）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了防止出現(xiàn)“偽回歸”問題，確保數(shù)據(jù)的有效性，先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用IPS檢驗(yàn)和LLC檢驗(yàn)兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。IPS檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在異質(zhì)單位根，LLC檢驗(yàn)的原假設(shè)是存在同質(zhì)單位根。兩者都通過檢驗(yàn)表明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的（如表3所示），變量一階差分統(tǒng)計(jì)量均在1%水平顯著，可以進(jìn)行下一步協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)

面板協(xié)整檢驗(yàn)方法分為兩類：一類以Engle-Granger二步法為基礎(chǔ)的第一代面板協(xié)整檢驗(yàn)，主要方法是Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)，另一類是以Johansen跡檢驗(yàn)方法為發(fā)展方向的第二代面板協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Engle-Granger二步法的Kao檢驗(yàn)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，并在原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。在分別包含L1、L2的面板模型中，檢驗(yàn)結(jié)果在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，在分別包含L3、L4的模型中，檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，表明4個(gè)模型中的各變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

在所選取的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中引入因變量的滯后項(xiàng)會(huì)造成自相關(guān)問題，本文選用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行分析，模型估計(jì)結(jié)果如表5所示，Sargen檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)均接受原假設(shè)，表明模型中工具變量有效。4個(gè)模型的AR（1）和AR（2）顯著接受了原假設(shè)，表明隨機(jī)干擾項(xiàng)不存在一二階序列相關(guān)，模型估計(jì)結(jié)果合理。

（四）實(shí)證結(jié)果分析

實(shí)證結(jié)果顯示我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)具有動(dòng)態(tài)性，滯后一期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的作用系數(shù)為0242，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)存在時(shí)間上的慣性。4類人力資本系數(shù)均顯著為負(fù)，表明各類人力資本的投入對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)具有直接促進(jìn)作用。基礎(chǔ)型（L1）、知識(shí)型（L2）、技能型（L3）和制度型（L4）人力資本的作用系數(shù)，依次是-0029、-0022、-0461、-0835，表明制度型人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)的作用程度最強(qiáng)，可能與其具有最強(qiáng)流動(dòng)性和最高生產(chǎn)率有關(guān)。技能型、基礎(chǔ)型、知識(shí)型人力資本的作用程度依次減弱，其中知識(shí)型人力資本和基礎(chǔ)型人力資本的程度與整體趨勢(shì)不一致。分析原因，一是數(shù)據(jù)采集的偏差，二是我國(guó)知識(shí)人力資本與基礎(chǔ)人力資本的差距進(jìn)一步縮小。技能型和制度型人力資本對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)的促進(jìn)作用，明顯強(qiáng)于基礎(chǔ)型和知識(shí)型人力資本，可能是職業(yè)技能培訓(xùn)相對(duì)教育更面向生產(chǎn)活動(dòng)，直接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整，同時(shí)也體現(xiàn)了我國(guó)教育與就業(yè)耦合程度不高的現(xiàn)狀。INV*Li的作用系數(shù)顯著為正，表明我國(guó)人力資本通過物質(zhì)資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)的間接作用為負(fù)，即人力資本對(duì)物質(zhì)資本的替代作用強(qiáng)于配置作用，同時(shí)說明我國(guó)需要加強(qiáng)人才的培養(yǎng)，提高人力資本對(duì)資源配置主導(dǎo)能力，實(shí)現(xiàn)有限資源最大化利用。

FDI、INV、RD強(qiáng)度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的作用系數(shù)均顯著為負(fù)，表明利用外資、物質(zhì)資本投入和科研投入均能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)，這說明我國(guó)大部分地區(qū)目前的物質(zhì)資本投入的結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化調(diào)整的方向一致。FDI除了具有資本屬性之外，還能帶來國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，說明我國(guó)能夠合理利用國(guó)外先進(jìn)技術(shù)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。另外，我國(guó)科研投入（RD）能夠提高現(xiàn)有技術(shù)水平、提高生產(chǎn)率、優(yōu)化資源配置效率，從而使各產(chǎn)業(yè)間的投入產(chǎn)出更加科學(xué)合理。消費(fèi)水平（C）的系數(shù)顯著為正，說明消費(fèi)會(huì)刺激社會(huì)生產(chǎn)分化、拉大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差距，也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)力之一。

四、結(jié)論與政策建議

本文選取我國(guó)30個(gè)省區(qū)2001-2012年的數(shù)據(jù)，就異質(zhì)性人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明異質(zhì)性人力資本投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)均產(chǎn)生促進(jìn)效用，而且技能型人力資本和制度型人力資本的作用強(qiáng)于基礎(chǔ)型和知識(shí)型人力資本。物質(zhì)資本投入能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)，但人力資本通過對(duì)物質(zhì)資本投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向影響，表明在選取的樣本范圍內(nèi)，人力資本對(duì)物質(zhì)資本的替代效應(yīng)強(qiáng)于配置效應(yīng)。另外，F(xiàn)DI、科研投入對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)具有促進(jìn)作用，而居民消費(fèi)水平將會(huì)拉大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不平衡性。

針對(duì)研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：（1）加強(qiáng)教育和就業(yè)的耦合性，重視應(yīng)用型教育，培養(yǎng)能夠直面社會(huì)和企業(yè)的人才。（2）放寬人口流動(dòng)限制條件，促進(jìn)人力資本的流動(dòng)，充分發(fā)揮人力資本對(duì)不同地區(qū)生產(chǎn)的適配性。（3）提高人力資本整體素質(zhì)，著重培養(yǎng)高層次人力資本的管理才能，使其與物質(zhì)資本在相互替代和合理配置的雙重機(jī)制下，發(fā)揮出最大的效用。（4）提高外資引入水平、增強(qiáng)科學(xué)研究投入力度，正確引導(dǎo)消費(fèi)結(jié)構(gòu)，使其與人力資本因素共同促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化變動(dòng)。

注釋：

①受教育程度占比與陳浩，高遠(yuǎn)東不同，本文采用2001-2012年全國(guó)各省域6歲以上人口受教育程度所占比重進(jìn)行計(jì)算。原因是：第一，無法找到15歲以上人口受教育程度的數(shù)據(jù)；第二，陳浩和高遠(yuǎn)東均采用就業(yè)人員教育程度占比，排除了農(nóng)村勞動(dòng)力等未統(tǒng)計(jì)在內(nèi)的數(shù)據(jù)，不夠全面；第三，有許多學(xué)者也是用這一數(shù)據(jù)進(jìn)行人力資本方面的研究，例如李青原等金融發(fā)展與地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)資本配置效率[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)，2013（1）

②此處與陳浩和高遠(yuǎn)東不同，他們分別采用技校畢業(yè)生數(shù)和社會(huì)培訓(xùn)人員數(shù)，而職業(yè)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)包括技工學(xué)校、就業(yè)訓(xùn)練中心和民辦職業(yè)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，本文將三者畢業(yè)生人數(shù)相加，更接近人力資本的技能培訓(xùn)。

③東部：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南共11個(gè)地區(qū)；中部：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南共8個(gè)地區(qū)；西部：內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆共11個(gè)地區(qū)，下同。

④具體方法參照張玉、魏華波（2012）賦權(quán)方法說明。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳浩.人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的結(jié)構(gòu)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007（8）.

[2]高遠(yuǎn)東，花擁軍.異質(zhì)型人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的空間計(jì)量實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012（1）.

[3]干春暉，鄭若谷，余典范.中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011（5）.

[4]張玉，魏華波.基于CRITIC的多屬性決策組合賦權(quán)方法[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2012（16）.

The Heterogeneous Human Capital and Industrial Structure Change

——Based on GMM Method of Provincial Dynamic Panel Data

LI Bin， ZHANG Yao

（College of Economics and Trade， Hunan University， Changsha 410079， China）

Abstract：This paper uses dynamic panel SYS-GMM method to estimate the effect of the heterogeneous human capital on industrial structure change with data from 2001 to 2012.The results show that all types of human capital can promote rational industrial structure change， and the technical and the institutional human capital have greater effect than basic type and knowledge type human capital； material capital investment can promote the rational industrial structure change， but through which human capital can generate a negative effect. Above all， improving the overall quality of human capital， strengthening application-oriented education， releasing the migration restrictions to promote the change of industrial structure.

Key words：heterogeneous human capital； Theil index；rational industrial structure change； SYS-GMM Method

（責(zé)任編輯：厲新）