共同富裕视角下的人力资本配置与包容性增长

杨晨旭，刘霞辉

（1.中国社会科学院大学经济学院，北京市 102400；2.中国社会科学院经济研究所，北京市 100044）

一、引言

经济的高质量发展不仅强调增长速度，也愈发重视增长的普惠性。共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，是中国式现代化的重要标志。2022年博鳌亚洲论坛指出，实现共同富裕的关键在于做大“蛋糕”的同时更要分好“蛋糕”，即强调经济增长的同时，还必须关注发展成果的共享。这与包容性增长的内涵一致。蕴含了共享增长、机会平等、可持续发展内涵的包容性增长是我国倡导与践行的重要发展理念，是实现共同富裕的重要前提，也是国内“双循环”背景下拉动消费、促进增长的客观需要。

随着我国经济步入新常态，增长模式由粗放型转向集约型，增长重心由资源投入转向资源配置效率的提高。在人口红利逐渐消失、规模供给效率递减的情况下，推行教育公平、逐步破除人力资本流动障碍、提高人力资本配置效率是实现最大化人力资本红利、促进经济结构转型进而推进高质量发展的必然选择，也是缓解收入两极分化与阶层固化问题进而促进共同富裕的内在要求。基于此，本文旨在系统梳理省际人力资本配置效率与省内部门间人力资本配置效率对包容性增长的影响，以期对我国加快实现共同富裕起到一定的启示作用。

人力资本配置效率与包容性增长、共同富裕的关系源于经济增长理论。人力资本的自由流动使部门间、产业间与空间人力资本生产率趋于一致。在人力资本转移过程中，从生产的角度看，高生产率部门（地区）得到要素补充，低生产率部门（地区）的投入要素结构得到优化，规模效应降低生产成本的同时提高了学习效应，进一步促进人力资本积累；从消费的角度看，流动的人力资本进入高生产率部门（地区），实际收入随之增加，随着低生产率部门（地区）人力资本量的下降，消费者的人均收入也逐渐提高，中低收入者在此过程中获益，中等收入群体逐渐扩大，刺激居民消费并进一步促进扩大生产，进而实现可持续发展。由此，人力资本配置效率的提高不仅能够带来经济增长，也能有效缩小地区发展差距与人均收入差距，创造更多生产性就业。这与包容性增长的内涵不谋而合。包容性增长尚未形成统一定义，拉巴赫等[1]认为，包容性增长是能创造出生产性就业岗位的增长，是能确保机遇平等的社会包容性以及能减少风险的增长。基于此，本文将包容性增长定义为同时强调“经济增长”与“机会平等”的增长。从理论上讲，优化人力资本配置能够在促进经济增长的同时收敛收入差距，从而实现包容性增长。从研究角度看，人力资本配置可以分为部门间的配置与空间配置，省际人力资本配置效率的测度通常从国家总体层面出发，部门间的人力资本配置往往忽略地理异质性。鲜有文献从实证角度分析省际空间人力资本配置与省内部门间人力资本配置对包容性增长的影响。

本文采用2005—2019年的省级面板数据对省际、省内人力资本配置效率与包容性增长的关系展开分析，力争回答以下问题：省际人力资本配置效率的提高能否促进本省包容性增长，改善省内部门间人力资本配置能否促进本省包容性增长；如果存在影响，那么以上两种效应是否是线性影响，呈现出怎样的异质性特征。对这些问题的探讨与思考，对于制定合理政策鼓励人力资本流动、实现包容性增长具有重要的现实意义。

二、文献综述

从现有研究来看，学者们多以资源错配研究为基础，在谢（Hsieh）等人[2]研究的模型基础上测度人力资本配置效率及其对产出与全要素生产率（TFP）的影响，缺乏对人力资本优化配置对包容性增长影响及其机制的具体分析。经济的回报结构[3-4]、劳动力市场歧视、人力资本获取壁垒和群体偏好或社会看法[5]、行政垄断[6]、市场化改革、产业结构调整以及教育水平差异[7]等均可导致人力资本配置的低效率进而产生“资源诅咒”问题[8]。从历史的经验证据可知，回报结构与人力资本配置之间存在双向因果关系[4]，低效率的回报结构会阻碍人力资本流向高生产率部门，降低人力资本配置效率，而低效率的人力资本配置则进一步强化不合理的报酬结构，进而形成路径依赖并最终陷入恶性循环。

低效率的人力资本配置带来的经济损失比物质资本更大，而单纯的再分配政策收效甚微且可能带来进一步的人均收入损失[9]。学者们从空间、产业、所有制层面出发，对人力资本配置效率变动带来的经济效应进行探讨，并得出了差异化结论。从产业层面看，一方面，劳动力在农业与非农业之间的再分配效应潜力巨大，具备显著的“结构红利”特征[10]，是我国经济高速增长的重要原动力[11]，并缓解了发展过程中的经济结构性失衡[12]；另一方面，人力资本在产业间的低配置效率虽然扩大了人力资本规模（教育、大学扩招等），但短期只能带来静态的产业比较优势增加，长期则阻碍产业比较优势的演进[13]，在直接导致行业产出损失与总产出损失的同时[14]，还通过抑制资本的有效配置间接阻碍全要素生产率（TFP）与总产出的增长[15]；从所有制层面看，行政垄断导致要素市场扭曲，使人力资本在政府部门过度集中，进而抑制技术创新与经济增长[16]，同时阻碍消费增长[17]；从空间层面看，我国整体、城乡和城市内的人力资本配置效率逐步提升[18]，劳动力的空间流动带来农业部门人均收入的提高[19]，同时促使经济结构转型，推动实现区域间收入趋同[20]。

对于包容性增长的研究主要围绕包容性增长的测算与影响因素展开。学者们主要通过指标法[21]、包容性全要素生产率法[22]和收入差距曲线法[23]三种方法测算包容性增长，并探究了数字经济[24]、普惠金融[25]、城乡收入差距[26-27]等因素对包容性增长的影响与作用机制。多数研究默认优化资源配置能够促进包容性增长，但鲜有对配置效率影响包容性增长的直接研究，为数不多的文献指出有效的资源配置是实现共同富裕的关键路径之一[28]，且能够进一步强化经济一体化对包容性增长的促进作用[29]。

综上所述，学者们就改善人力资本配置促进经济增长、缩小人均收入差距这一结论达成了共识。但关于空间人力资本配置与包容性增长的研究较少，且鲜有研究同时考虑省际人力资本配置与省内部门间配置对包容性增长的影响与作用机制。此外，在测算空间人力资本配置效率时，仅考虑物质资本与人力资本的投入，忽略自然资本的影响，容易造成空间资源配置效率测算的偏差[30-31]。自然资本与经济增长相互依赖，经济体的自然资本能够在一定程度上决定其发展方式[32]，将自然要素纳入模型，有助于更充分考虑各省（区、市）的异质性，为人力资本的空间流动增加理论依据。基于此，本文的贡献主要体现在将自然资本纳入分析框架，分别测度省际空间与省内部门间的人力资本配置效率，并基于共同富裕的视角探究其对包容性增长影响的作用机制与宏观效应。

三、理论机制与研究假说

包容性增长的实现不仅需要经济的高速增长，还应关注增长过程中收入差距的变动。前者为共同富裕打下物质基础，后者是实现共同富裕的必然要求。优化人力资本配置，一方面有助于提高全要素生产率与人均产出，促进经济增长；另一方面，会对收入差距产生非线性影响，进而影响包容性增长。本文从增长与收入差距两方面来分析省际与省内人力资本配置效率对包容性增长的影响，并提出相应假说。

优化人力资本配置有助于提高地区（部门）生产效率，是推动产业结构转型、发挥人力资本红利的重要途径。人力资本由低生产效率的地区（部门）流向高生产效率的地区（部门），弱化了区域间市场分割对规模经济的限制。规模经济效应对于以工业和服务业为主的现代经济体系至关重要，从国际比较的经验看，我国第二、第三产业占比达90%以上，而人口聚集远没有达到与之匹配的程度[33]。对发达地区（部门）来说，提高省际间人力资本配置效率有助于促进人口集聚进而带来劳动生产率的提高。首先，在“干中学”与人力资本外部性的影响下，提高人口集聚程度扩大了学习效应，促进了人力资本积累[34]。其次，人口集聚有助于降低职业与人才类型的不匹配程度，提高专业化水平。第三，人口集聚带来规模效应，有助于降低对第一产业的依赖，进一步发展第二、第三产业，从而促进经济结构转型[35]。第四，有助于引导高层次人才集中在生产性或创新研发部门，促进技术进步，培育产业比较优势，最大化人力资本红利[36]；对于人力资本流出的欠发达地区（部门）来说，人力资本流出往往伴随着劳动力流出，人口下降有助于减少协调成本，实现农业规模化、机械化经营，进而带来人均产出的提高；此外，人力资本配置效率与报酬结构之间存在双向因果关系[4]，低配置效率相应的回报结构会导致人力资本进一步流向生产率较低的部门，在阻碍经济增长的同时陷入恶性循环。由此提出如下假说：

H1：优化省际空间与省内部门间人力资本配置效率能够促进区域包容性增长。

优化人力资本配置有助于形成差异化分工体系，推进国家市场一体化建设，实现共同富裕。我国地大物博，不同的地理类型与资源丰裕度导致各地区适宜的发展路径不尽相同。对于自然禀赋丰裕的地区来说，其主要产业依赖自然资本的投入，同时受限于固定自然禀赋量的制约。对于这些地区，人力资本投入的增加难以产生规模效应，反而降低生产效率；而对于自然资本依赖度较低的地区（部门）来说，人口集聚带来的规模效应能够有效促进制造业与服务业发展。在人力资本自由流动的理想状态下，各地区因不同的自然禀赋状况产生不同的分工，进而紧密结合在一起形成有效的差异化分工体系。在这一过程中，收入差距经历了先扩大后收敛的过程。短期来看，人力资本的自由流动会使收入差距扩大。这是由于发达地区（部门）在规模经济效应的推动下，率先提高人均收入，而欠发达地区（部门）尚有大量剩余劳动力，协调成本较高，难以实现规模化经营，人均收入水平提高程度有限。长期来看，随着人口的充分流动，发达地区（部门）因人力资本流入带来的产出效应逐渐下降，欠发达地区（部门）因其人力资本投入与自然禀赋等固定投入要素协调度上升，同时实现了农业机械化生产，人均收入不断提高，区域间的人均收入差距趋于收敛。另外，推进分工体系建设有助于进一步提高人力资本配置效率，从而实现良性循环。

优化人力资本配置带来产出的边际效应逐渐下降。省际与部门间劳动力的再配置效应随着人均收入的上升呈倒U 型曲线[37]，即劳动力配置效率的提高对经济增长的促进作用呈S型曲线，随着经济增长，提高劳动力配置效率对产出的影响经历了缓慢上升、快速上升、再缓慢上升的过程。劳动力配置与人力资本配置的变动和影响通常具有一致性，因此劳动力再配置效应的变动对人力资本配置具有一定的参考价值。在优化人力资本配置促进产出缓慢增加的阶段，扩大的收入差距所带来的对包容性增长的抑制作用可能会掩盖产出增加带来的正向作用，此时人力资本配置效率的提高可能带来包容性增长的下降。在人力资本配置效率提高促进产出快速上升的阶段，其对包容性增长的正向作用超过了由于收入不平等程度加深带来的对包容性增长的抑制，这一阶段人力资本配置效率的提高可能会促进包容性增长。随着产出效应进入增速缓慢阶段，由于收入差距扩大带来的负面影响逐渐显露，此时，优化人力资本配置对包容性增长的促进作用逐渐减弱，当负面影响强过增长带来的正向影响时，甚至会出现人力资本配置效率提高抑制包容性增长的情况。由此提出如下假说：

H2a：人力资本配置效率对包容性增长存在非线性影响，随着人力资本配置效率的提高，包容性增长的变动呈U型曲线，经历先下降后上升的过程。

借鉴阿罗等[45]的研究，基于教育生产函数的产出计算各省区市样本期内每年的人力资本总值。

四、研究设计

（一）计量模型

本文重点考察省际与省内部门间人力资本配置效率对包容性增长指数的影响，构建如下基准回归模型：

其中，i、t分别表示省份与年份；Ig为包容性增长指数；eh、eha分别表示人力资本的省际配置效率与省内部门间配置效率，资源配置效率经绝对值化处理，数值越大表明配置效率越低，当其与因变量呈反方向变动时，意为促进包容性增长；eh2、eha2 分别表示省际人力资本配置效率的二次方与省内部门间人力资本配置效率的二次方，用以捕捉对包容性增长的非线性关系；X为控制变量，包含人均产出、产业结构、对外开放程度、资源禀赋、资本投入、基础设施建设、城镇化与地方公共财政支出；μi、φt分别为个体固定效应与时间固定效应；εit为随机扰动项。本文重点考察α1、α2、α3、α4的系数大小与显著性水平。

（二）变量指标

1.被解释变量

包容性增长的内涵主要体现在增长与共享两个方面，其计算方法主要包括指标法、包容性全要素生产率法和广义邦费罗尼（Bonferroni）曲线法等。一方面指标法依赖于体系设计，指标选取与参数设计自主性较强，而广义邦费罗尼曲线法强调社会包容度与收入水平，难以直观地体现增长；另一方面，包容性全要素生产率法从效率的角度出发，以增长与收入差距倒数作为期望产出，能较好地体现包容性增长内涵。鉴于此，本文选择以包容性全要素生产率作为被解释变量来代表各省（区、市）的包容性增长水平。

2.控制变量数据来源

其中，m、t表示不同的时期，w、i表示不同的经济体，TFPwm,it表示t时期的个体i相对于m时期的个体w的全要素生产率。xit、yit分别代表t时期个体i的投入与产出向量。Do(x，y)、DI(x，y)分别表示产出与投入的谢泼德距离函数；借鉴范建双等[26]的研究，以物质资本与人力资本作为投入，以各省实际GDP和城乡收入差距的倒数作为期望产出，城乡收入差距以下式来计算：

其中，j=1，2分别指代城镇与乡村，Ij指代收入份额，Pj指代人口份额。前人多以泰尔指数来衡量城乡收入差距。但单纯的城乡收入与人口比例比值的对数加总容易正负抵消，而如果以收入份额为权重，收入份额较低的地区对数为负数但其权重较低，能保证泰尔指数大于等于0。总体来看，泰尔指数依旧弱化了城乡收入的结构性差距。式（3）在泰尔指数基础上做绝对值化处理，避免了城乡差距出现正负抵消，可削弱对收入差距测算的偏离。

2.解释变量

（1）省际人力资本配置

在孔子看来，孝在整个礼制秩序中有着非常重要的影响作用，因此，孔子把孝这一原则推向极端，主张“子为父隐”。子孝最基本的内容乃是子对父的伦理情感的显现，而仁心不能仅仅是对伦理情感的应激式显发，还应该主动培养与扩充之过程。另外，孝是仁的核心，并不是有了孝就可以，还必须把仁实际的落实到具体的行为规范中，把仁与礼相互结合起来，在两者中相互发掘各自的内涵并吸收利用。所以，礼之实践，乃是血缘为基础的仁的情感对社会伦理道德秩序的建构。

空间资源配置效率的计算方法主要有两类：一类是在卡塞利（Caselli）等[30]的基础上，将各地自然禀赋纳入生产函数以修正资本与劳动要素的份额，以各经济体投入要素边际产出的离散程度来衡量资源配置扭曲程度；另一类以谢（Hsieh）等[2]为代表，通过要素价格绝对扭曲系数衡量资源配置效率。相比之下，前者考虑自然禀赋对投入要素产出弹性的影响，测算结果更可靠，但出于数据可得性的考虑，在省际面板数据的基础上，前者只适用于计算我国整体资源的空间配置效率，无法得到各省的资源配置情况；后者可用于计算各省（区、市）资源配置效率过度或不足的情况，但没有考虑自然禀赋的影响。

为准确测度省际人力资本配置效率，本文结合两种方法的优点，将自然禀赋纳入后者的框架中，以修正的要素产出弹性测度人力资本资源配置效率：

以某综合能源系统为例，进行能源子系统实时温度调控举例。实时温度调控的目的主要是为了保证冷热系统的供水温度，分为能源子系统内部调控和能源子系统之间协调。

其中，τ表示资源配置效率，γ、分别表示要素价格绝对扭曲系数与相对扭曲系数，借鉴白俊红等[38]的研究，以替代γ进行计算。si为i地总产出占整体的份额，βHi为i地人力资本份额，βH为各地产出加权的整体人力资本份额。式（5）分母部分表示不存在要素配置扭曲状态下，i地拥有的人力资本要素占比；分子部分表示i地实际的人力资本要素占比。二者比值量了省际间的人力资本配置扭曲程度，可用以反向测度省际人力资本配置效率。

（2）省内部门间人力资本配置

省际间人力资本错配衡量的是从国家层面看各省实际人力资本份额和由其产出贡献与要素产出效率衡量的理想人力资本份额之间的扭曲程度。省内部门间人力资本配置效率测度的是从省级层面看省内农业与非农业部门人力资本配置效率。测算方法参考杨曦等[39]的研究，以农业部门与非农业部门边际产出的比值来衡量各省部门间人力资本配置效率，与省际间类似，φH>0 表明农业部门人力资本配置不足，反之则为过剩。如式（6）所示。

治疗前4组患者血液CD3+比例、CD4+比例、CD8+比例、CD4+/CD8+比值比较，差异均无统计学意义(P ＞0.05);治疗后4组患者CD3+比例、CD4+比例、CD8+比例、CD4+/CD8+比值均提高，B组及D组CD4+比例及CD4+/CD8+比值高于A组及C组，但两组的CD8+比例较低，差异具有统计学意义(P＜0.05)。见表3。

其中，βag、Yag、Hag分别代表农业部门的人力资本产出弹性、农业部门产值与农业部门人力资本存量。借鉴托贝（Tombe）等[40]的研究，假定各省区市农业部门人力资本产出弹性与非农业部门人力资本产出弹性相同，分别取值0.29 与0.22，农业部门人力资本数据通过中央财经大学每年发布的人力资本报告①中农村实际人均劳动力人力资本与第一产业就业人数的乘积计算得到。

3.控制变量

⑤个别地区地下水、湖泊中的OCPs浓度相对于其他水体表现出了较高的污染水平，但没有超过地表水环境质量标准限值。对于这一类水体，应引起人们一定程度的重视。

考虑到数据可得性，借鉴张勋等[41]、傅利福等[25]、范建双等[26]的研究，针对包容性增长的内涵逻辑，本文以人均产出（lnpgdp）、对外开放程度（fdi）、资源禀赋结构（cap1）、物质资本投入（it）、城镇化（ubr）、基础设施建设（fra）、政府支出（fe）以及就业与产业结构协调度（cei）作为控制变量。其中，人均产出以1978年不变价格的人均实际GDP表示；对外开放程度以外商直接投资占GDP 比重度量；资源禀赋结构以人力资本存量与物质资本存量比值表示；物质资本投入以全社会固定资产投资占GDP 比重表示；城镇化率以城镇人口占总人口比重衡量；基础设施建设以铁路与公路里程数占本省区市土地面积比值表示，并借鉴王小鲁等[42]的研究，根据运力不同，将铁路里程以系数14.7换算为标准道路里程后再与公路里程加总；政府支出以地方财政支出占GDP比重表示；就业与产业结构协调度以来计算[43]，其中Ei为产业就业人数占比，Ii为产值占比。另外，为降低数据波动过大以及量级差异带来的影响，对人均产出取自然对数。

（三）指标测算

由前述可知，人力资本配置效率与包容性增长的测度需要确定各省区市物质资本、人力资本和各自的要素产出弹性。本文参考张军等[44]的研究以永续盘存法测算物质资本；参考阿罗（Arrow）等[45]的研究以收入法测算人力资本；参考白俊红等[38]的研究通过最小二乘虚拟变量法（LSDV）测算要素产出弹性。

1.物质资本

通过永续盘存法计算各省区市的物质资本存量：

其中，Kt与Kt-1分别为t年、t-1年的资本存量；δt为t年的资本折旧率，参考张军等[44]的研究，设定为9.6%；It为t年投资额，通过各省市区零售价格指数调整至1978年水平。为减少计算误差对样本期内年度资本存量估计的影响，将基年设定为1978年，令各省区市1978年固定资本形成总额除以10%作为基年资本存量。

2.人力资本

H2b：人力资本配置效率对包容性增长存在非线性影响，随着人力资本配置效率的提高，包容性增长的变动呈倒U型曲线，优化配置对包容性增长的促进作用逐渐减弱。

其中，Ht为t年的人力资本存量；e为自然常数；ρ为教育回报率，以中央财经大学《中国人力资本报告》中城市男性、农村男性、城市女性与农村女性教育回报率的平均值计算；A为平均教育年限，将受教育程度分为未上过学、小学、初中、普通高中、高等职业教育、专科、本科、研究生，将平均教育时间分别记为0、6、9、12、15、15、16、19年，计算各省区市每年平均受教育年限；P6+edu指平均教育年限加上入学年龄（6岁）以上的人数，采用15岁以上的人口衡量。

3.自然资本

自然资本被定义为不可跨区转移的生产要素，本文以经济租金来衡量，将自然资本分为能源矿产、林业、农耕地、牧场及渔业五类，通过测算各自租金并加总得到各省区市自然资本数据。

通过世界发展指标相关数据集（World Devel⁃opment Indicators，WDI）公布的“自然资源租金占GDP 比重”来测算各省区市能源矿产与林业租金的数据。农耕地年租金流动数据通过利润率与产值的乘积获得，对于农业租金率的选择，前人研究多以0.3为主，该数值来源于世界银行对国际平均值的估计，但我国农业生产率相比发达国家较低，本文认为以0.3作为农业利润率高于实际情况，因此参考世界银行[46]的做法，对我国各省区市各种典型农作物利润率进行加权平均，得到我国农业平均利润率14%②，将其与农业总产值相乘，即可得到农业年租金。畜牧业年租金通过利润率与产值的乘积获得。渔业年租金通过人均纯收入与渔民人口的乘积获得。

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在此基础上，将五类资源的年净收入相加，得到自然资本总年净收入，由其与GDP 比值确定自然资本的产出份额，如式（9）所示。

其中，表示i地第t年自然资本产出份额，rentsq，i，t表示i地第t年的第q种自然资本量，q取值1 至5，分别代表以上五类自然资本，加总即为i地区总自然资本量，Yi，t为i地区第t年的总产出。

4.要素产出弹性

式中，S=1.62；P为试样平行测量次数，3；n为拟合曲线得数据对总数，21（每个浓度测量3次，共18次）；Cp为试样平行测量3次结果的平均值，23.46 μg／L；C¯为绘制标准曲线的标准溶液的总平均值，62.7 μg／mL。

参考卡塞利等[30]的研究，假设生产函数为纳入自然资本的规模报酬不变的柯布-道格拉斯（CD）函数：

其中，Y、A、N、K、H分别表示产出、全要素生产率、自然资本、物质资本与人力资本，γ为产出弹性，∑γ=1。每个地区被赋予一个代表全要素生产率与自然资本的固定系数，Zi，t≡Ai。

两边同时除以人力资本存量并取自然对数，加入个体与时间效应，整理得到：

由于各省区市物质与人力资本产出弹性不同，因此通过最小二乘虚拟变量法（LSDV）进行变截距、变斜率的变系数面板模型估计，得到物质资本与人力资本的产出弹性，而后代入式（4）、式（5）得到省际人力资本配置效率。

（四）数据来源与描述性统计

1.核心变量数据来源

包容性增长与人力资本配置的数据来源于中国统计年鉴、《新中国六十年统计资料汇编》、中国劳动统计年鉴、中国人口和就业统计年鉴、第四次至第六次人口普查数据、2005年与2015年1%人口抽查数据、中国能源统计年鉴、中国工业统计年鉴、中国农业统计资料、中国农村统计年鉴、中国渔业统计年鉴与各省区市统计年鉴。

结构力学(一)核心课程建设通过不断的摸索，构建理论与实践开放的实践教学体系；同时在教学过程中以提升教学质量为目的，以提升教学方法与手段、健全考核评价体系及师资建设为手段，以充分保障实践环节的实施。最终实现培养出有较强团队协作能力，足够的创新能力和实践能力的学生。同时为他们后续的专业学习和未来的岗位需求打下坚实的基础。以探索一条符合卓越工程师培养需求的实践化改革之路。

参考陈红蕾等[22]的研究，在谢泼德（Sheph⁃ard）距离函数的基础上，通过希克斯-摩尔斯通指数的数据包络分析（Data Envelopment Analysis，DEA）法测度包容性增长全要素生产率，并以此作为包容性增长指数，如下式所示：

控制变量数据主要来源于2006年至2020年的中国统计年鉴、《新中国六十年统计资料汇编》、中国人口和就业统计年鉴、中国劳动统计年鉴、第四次至第七次人口普查数据和国家统计局相关数据③，缺失值通过线性差值法或移动平均法补齐。变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计（样本量=435）

五、实证结果分析

（一）基准回归结果

本文采用2005—2019年29 个省区市的面板数据④，在固定年份与省区市个体效应的基础上，通过静态面板双向固定效应回归方程对式（1）进行估计，结果如表2所示。

表2 列示了回归估计结果，其中，列（6）、列（7）分别为省际、省内部门间人力资本配置效率的独立回归方程，列（5）为同时包含省际与省内部门间配置效率的联合回归方程。由表2可知，独立回归与联合回归的关键解释变量系数大小与显著性结果基本一致，且省内、省际人力资本配置效率指标相关性较低（0.18），故不引入交乘项。

表2 人力资本配置效率对包容性增长的影响

表3 列示了进一步的U 型曲线检验结果。省际人力资本配置效率的曲线极值点为1.888，在其取值范围内，并在5%水平上拒绝原假设，接受备择假设，因此可以再次认定省际人力资本配置效率指标与包容性增长之间呈倒U型曲线。同理，省内人力资本配置效率的曲线极值点处于取值范围内，且在10%的显著性水平上拒绝原假设，因此省内人力资本配置效率与包容性增长之间呈U 型曲线。这与基础回归的结论一致。

表3 U型曲线检验结果

导师(通讯作者):赵毅强(1964-)，男，教授，博士，主要研究方向为光电探测.Email：yq_zhao@tju.edu.cn

由表2 中列（5）、列（6）可知，省际人力资本配置效率二次项在1%水平上显著为负，一次项在5%水平上显著为正，表明人力资本在省际间的配置效率与包容性增长存在非线性关系，在整体上呈倒U型曲线，且在促进人力资本自由流动达到其最优配置效率之前存在拐点。换言之，促进人力资本在省际自由流动能够有效推动实现包容性增长，且省际间人力资本配置效率提高带来的包容性增长效应递减，配置效率优化到一定程度后，会抑制本省区市的包容性增长，假说H2b 成立。而且，对于各地区来说，能够达到国家整体产出最优的人力资本配置效率高于使本地区达到包容性增长最优的配置效率。后期优化人力资本配置抑制包容性增长的原因可能在于：首先，对于人力资本流出的地区来说，虽然初期过剩的人力资本流出会带来本地就业压力减小和各类生产投入要素的配置合理化，但过度的人力资本流失尤其是高技能人才的流出，不但造成当地教育资源的浪费，而且制约了本地经济增长；其次，对于发达地区来说，人力资本的流入短时间内能够缓解其人才缺口带来的发展问题，但人力资本持续流入在扩大区域内城市规模的同时，也带来管理成本与生活成本的上升，就业竞争压力增大，单位人力资本收入随之下降，同时进一步拉高了当地房地产价格，最终可能导致经济增速的放缓与收入差距的扩大；最后，理想状态下的人力资本跨省区市流动伴随着全国各地区分工结构的产生，且各地区因不同的分工而紧密结合，但实际上由于制度的滞后性，部分欠发达地区尚未形成成熟的分工格局，由人力资本流失或流入带来的负面影响未能消除，地区间发展差距可能进一步扩大。

利用双向固定效应模型通过分步添加控制变量的方法对模型拐点变动进行实证分析，表2 列（1）为包含核心解释变量与人均产出、城镇化率、资源禀赋以及就业结构与产业结构匹配度的回归结果，列（2）至列（5）依次加入其他控制变量。由表2可知，省际与省内人力资本配置效率的一次项与二次项系数的符号和显著性非常稳定。从拐点的变动情况看，省际人力资本配置效率的倒U型曲线拐点随着列（2）至列（5）控制变量的加入而逐渐左移，表明城镇化、外商投资、基础设施建设和政府干预在一定程度上削弱人力资本流动带来的收入差距扩大，同时强化优化人力资本配置带来的经济增长效应，使地方最优人力资本配置效率与整体最优人力资本配置效率逐渐接近。

由表2 列（5）、列（7）可以看出，省内人力资本配置效率的一次项与二次项至少在5%水平上显著，前者显著为负，后者显著为正。省内部门间人力资本配置效率与包容性增长的关系呈U型曲线，且在配置效率达到最优之前存在拐点，表明省内农业与非农业部门间的人力资本流动初期对包容性增长起抑制作用，随着部门间人力资本配置合理化，转而促进本地包容性增长。原因可能在于：第一，在聚集效应与学习效应的促进下，流向非农业部门的人力资本积累速度快于农业部门，进一步扩大收入差距；第二，农业部门生产率的提高需要较长的调整时间，随着人力资本流出，农业部门自然禀赋、物质资本与人力资本占比逐渐协调，农业部门人均产出逐渐提高。值得注意的是，由表3可知省内人力资本配置效率的最优阈值为0.606，当省内部门间配置效率指标高于此阈值时，促进农业部门人力资本的流出将抑制包容性增长，当配置效率指标低于0.606时，部门间人力资本的优化配置有助于促进本省区市的包容性增长。通过初期省内配置效率的数据可知，至2019年多数地区均已迈过该拐点，进一步促进部门间的人力资本流动将有效促进包容性增长，假说H2a 得以成立。综上可知，为更好地实现经济的包容性增长，初期应促进人力资本的省际流动，但这一要素的流动比例不应过高，否则将有损本地经济发展并带来收入分配问题的恶化。此外，尽管初期存在抑制情况，从长期来看，仍需要持续鼓励区域内农业部门人力资本流出，以促进本地区经济的高质量发展。

（二）稳健性检验

为验证回归结论的稳健性，本文分别通过替换核心变量、去除极端值、增加趋势项的方式进行稳健性检验。

2.资源配置异质性

表4 稳健性检验结果

2.重新测算省际人力资本配置效率。借鉴阿罗等[45]的研究，本文以收入法测算各省区市人力资本存量，在式（8）基础上将人力资本的终身收入纳入考虑，并结合式（4）、式（5）测度省际人力资本配置效率，通过如下公式计算人力资本影子价格：

其中，e为自然常数，PH(t)为t年单位人力资本影子价格，等于单位人力资本在预期工作年限内收入的现值，该数值取决于单位人力资本薪酬r（s）与预期工作年限T（t），其中单位人力资本薪酬由城镇单位平均薪酬除以从业人员人力资本计算得出。固定贴现率δ采用国家发展和改革委员会与建设部提供的社会折现率8%。根据程（Cheng D）等[47]的研究，通过式（13）来计算预期工作年限T（t）。其中，CDRkt为k省t年的死亡率，avdj为每个年龄组中位数与退休年龄的差距。proaj为劳动年龄内每个年龄组占15~64 岁年龄组人数的比值。

帝人富瑞特把SOLOTEX OCTA定位为新一代高功能面料，短纤维将以替代羽绒的中棉结构体为核心展开，还可以作为面向无纺布及其他纤维组合结构体等的纤维材料加以广泛推介。另一方面，长纤维则以运动装等服装用面料为主展开，通过假捻加工和混纺加工、精纺交捻等与其他面料的复合加工，力争面向从服装面料到工业材料的多种领域推广。

一个项目的管理水平对建设项目绩效的高低有着决定性的因素，这就要求各方积极的进行配合，对建设项目的质量负责。监理工程师是协调各方工作的桥梁，所以在一个建设项目当中，监理工程师应该积极的进行组织和协调，使各个参与方能够积极的履行自己的义务，从而在保证工程建设项目顺利开展的同时，缩短建设工期，增加投资的效益。

3.去除极端值。为削弱极端值对回归估计结果的干扰，对包容性增长指标进行1%水平的缩尾，估计结果如表4 列（3）所示，研究结论依然成立。综合以上稳健性检验结果可知，本文结论具有较好的稳健性。

4.采用动态面板模型。为进一步缓解内生性问题，采用两步系统GMM 模型进行稳健性检验，结果如表4 列（4）所示，AR（1）检验P值小于0.05，表明模型存在一阶自相关，同时AR（2）与HansenJ检验均接受原假设，表明模型不存在二阶自相关与工具变量的过度识别问题，因此模型设定合理，研究结论不变。

（三）内生性问题的处理

为缓解内生性问题，本文在采用双向固定效应模型基础上，针对包容性增长的影响因素，在模型中加入与之相关的人均产出、产业结构等控制变量，尽可能弱化由遗漏变量带来的内生性问题；同时，稳健性检验中核心变量的重新测度进一步弱化了度量误差带来的影响。此外，为避免由资源配置效率与包容性增长互为因果产生的内生性问题干扰，本文以解释变量的一阶滞后项作为工具变量进行两阶段最小二乘回归（2SLS），结果如表5 所示，其中列（1）至列（4）为第一阶段回归结果，工具变量系数显著，表明滞后项对自变量具有较强的解释力度。列（5）为第二阶段回归结果，主要结论不发生变化，且通过了不可识别检验与弱工具变量检验，不存在过度识别问题，表明在考虑内生性问题的情况下，主要结论依旧稳健。为进一步确保结论的可靠性，本文通过有限信息极大似然方法（LIML）进行回归分析，表5列（6）显示了回归结果，结论不变，该回归结果可信。总体看来，列（5）、列（6）解释变量系数显著性与基准回归结果一致，主要结论依旧成立。

表5 面板工具变量回归结果

（四）异质性分析

1.区域异质性

由前述分析可知，区域间人力资本配置效率存在较大差异，同时各省市区的包容性增长状况不尽相同，为进一步考察资源配置效率对包容性增长影响的区域异质性，本文将29个省、区、市划分为东部与其他地区两个子样本，分别以双向固定效应模型进行回归，结果如表6所示。

由表6结果可知，人力资本配置对包容性增长的影响存在区域差异。东部地区省际人力资本配置效率指标二次项在5%水平上显著为负，其他解释变量不显著，表明优化省际人力资本配置效率对包容性增长的促进作用逐渐减弱，且在达到最优配置效率之前倒U型曲线不存在拐点，而省内部门间人力资本流动对包容性增长指标的促进作用不显著。相比之下，其他地区省内人力资本配置效率指标二次项在5%水平上显著为正，一次项在1%水平上显著为负，其他解释变量不显著，表明省际人力资本配置效率的提高不能显著促进本地区的包容性增长，而省内农业向非农业部门的人力资本流动与包容性增长的关系呈U型曲线，随着部门间人力资本配置效率的提高，包容性增长先被抑制，而后得以促进。可能的原因在于：第一，人力资本流动方向整体为由其他地区向东部地区流动，东部地区多为人力资本的流入地，而其他地区多为人力资本流出地，该地区的人力资本过度流失与相应产业结构调整的滞后容易使东部地区经济增长从中受益，而其他地区则承受人力资本流出带来的产出损失；第二，对于人力资本流出的其他地区来说，促进其包容性增长的主要因素在于省内部门间人力资本的优化配置，远距离迁移相比省内流动要面临更多的生活成本与非金钱成本，因此多数人力资本流动以省内流动为主，而省内部门间的人力资本流动在促进经济增长的同时对城乡收入差距的影响呈U型曲线，进而导致对本地区包容性增长的影响呈U型曲线。

省军区系统在推进军民融合深度发展实践中，还存在领导不顺畅、职责不明晰，以及军地部门协调难、军民技术转化难、相互之间监管难等体制机制问题，致使上下错位、军民分割、自成体系、相互封闭、供需脱节，严重影响了军民融合发展效益。实现军民融合深度发展，应抓住国防和军队改革契机，建立健全领导、协调、转化、监督等体制机制，不断优化军民融合发展的制度环境。

表6 分区域回归结果

1.重新测算包容性全要素生产率。以农村人均可支配收入与城镇人均可支配收入的比值代表城乡收入差距，作为希克斯-摩尔斯通指数的期望产出之一，再次测算包容性全要素生差率。回归结果见表4列（1），主要结论依旧成立。

结果见表4 列（2），可以发现回归结果依旧支持省际、省内人力资本配置效率与包容性增长呈正U型与倒U型曲线的结论。

在进行区域划分的情况下，可以观察到同一个区域不同省份的资源配置状况不同，而前面在资源配置效率绝对值处理的基础上进行回归，模糊了资源配置状况不同带来的经济影响。绝对值后的同一资源配置效率可能对应两种不同的状态。以人力资本配置为例，人力资本配置过剩的地区可能是东部经济发达省份，当其处于经济快速增长阶段，教育资源的优势与其他地区劳动力的流入加快了人力资本积累，而进入增速放缓阶段则呈现配置过剩的情况；在欠发达地区的省份，落后的生产效率与技术水平导致其处于人力资本配置过剩的情况。人力资本配置不足的地区可能是处于经济快速增长阶段的发达省份人力资本配置相比生产效率仍处于配置不足的情况，也可能是经济增长逐渐加快的欠发达地区需要吸纳更多的人才促进经济发展。以上情况对应了四种不同的经济发展状态，不同阶段的经济增长所带来的收入差距的影响不同，进而对包容性增长的效应不同，因此，针对资源配置异质性进行分析十分必要。

这可能有两个原因引起：一是受2012年9月以来的“奶荒”，即原奶紧张，成本急速上升，导致奶价急剧上升，液体乳收入增速放缓；二是2012年6月伊利股份深陷“质量门”，伊利股份公司产品被曝汞超标，该股出现“一”字跌停，同时公司将相关奶粉全部召回，质量问题伤害了消费者情感，消费者信任下降，导致销量下滑影响收入减少。

本文从配置维度，就人力资本配置效率对包容性增长的影响进行分样本双向固定效应面板回归分析⑤，结果如表7所示。

表7 整体回归结果表明省际资源配置状况的不同影响人力资本配置效率对包容性增长的效应。由列（1）可以看出，对于人力资本配置不足的地区来说，省际人力资本配置指标二次项在1%水平上显著为负，一次项在5%水平上显著为正，而省内人力资本配置对包容性增长的影响不显著，表明省际人力资本配置与包容性增长之间的关系呈倒U型曲线，省外人力资本流入初期能够促进包容性增长，且边际效用逐渐下降，经过拐点后将抑制该地区的包容性增长；列（2）结果表明，核心解释变量中，仅省内人力资本配置效率一次项显著，且在1%水平上显著为负。因此，对于人力资本配置过剩的地区来说，本地区人力资本的流出对其包容性增长的影响不显著，而省内人力资本由农业部门流出能够显著促进包容性增长。

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

3.自然资本禀赋异质性

包容性增长不仅受到资源配置与区域发展状况等因素的影响，一定程度上也受到自然禀赋水平的影响。自然资本禀赋影响发展模式，自然资本越丰裕的地区，一方面其经济增长越依赖农业、采矿业与旅游业等产业，越需要整合自然资本进行规模化经营；另一方面，经济发展相对落后，人力资本的空间流动、产业间流动与代际流动越容易受到限制[48]。本文以是否为资源型省份将样本分类，分别以双向固定效应模型进行回归，见表7列（3）、列（4）。结果显示，对自然资本不丰裕的地区，省际人力资本配置效率二次项系数为负，一次项系数为正，均在1%水平上显著，省内部门间人力资本配置效率系数不显著，表明省际人力资本配置与包容性增长关系呈倒U型曲线，且在配置效率达到最优之前存在拐点；对自然资本丰裕的地区，省际人力资本配置效率二次项系数在1%水平上显著为正，一次项系数在10%水平上显著为负，表明省际人力资本配置效率与包容性增长关系呈U 型曲线，随着人力资本配置效率的提高，包容性增长指标先下降后上升。进一步，由于自然资本丰裕的地区本身存在人力资本流动困难的问题，更易陷入“资源诅咒”的陷阱[48]，而初期优化人力资本配置对包容性增长的负面作用，则强化了自然资本对包容性增长的抑制效应。由U 型曲线可知，为更好地实现经济增长与共同富裕，必须突破现状，持续推进人力资本自由流动，当资源配置效率突破阈值之后，继续优化人力资本配置最终能够推动实现包容性增长。

表7 资源配置状况回归结果

（五）机制分析

包容性增长的内涵可以简单分为增长与分配两方面。优化人力资本配置能够充分发挥经济潜力，改变收入分配格局，从而影响经济的包容性增长与高质量发展。一方面，畅通人才流动渠道使人力资本在市场的影响下随空间与部门的生产率高低自由流动，能够优化各地区与各部门的要素投入结构，提高全要素生产率，促进经济增长；另一方面，随着人才由低生产率地区或部门流向高生产率地区或部门，流动人口的收入得以提高，初期由于部分流出人口收入增加带来了收入差距的扩大，但随着人力资本进一步流出，本地的就业压力下降，资源结构逐渐优化，收入随之上升，中等收入群体得以扩大，进而缩小收入差距。由于本文涉及多个解释变量的非线性模型，传统中介效应并不适用，因此，参考江艇[49]的研究，以逻辑内涵上与包容性增长较为密切的全要素生产率和收入差距为中介变量，考察解释变量与中介变量、被解释变量的因果关系，并以此作为作用机制的检验手段。解释变量与被解释变量的因果关系前述已有分析，这里重点关注解释变量与中介变量的实证关系。

表8 的列（1）、列（2）分别显示了省际、省内人力资本配置效率对全要素生产率与收入差距回归估计结果。由列（1）回归结果可知，省际人力资本配置效率指标的一次项在5%水平上显著为正，二次项在1%水平上显著为负，省内人力资本配置效率指标的一次项在5%水平上显著为负，二次项系数为正但不显著。这表明省际人力资本配置效率与全要素生产率之间呈倒U型曲线，且在到达最优配置效率之前存在拐点。因此，以本地区全要素生产率提高为目标的最优省际人力资本配置效率在以国家整体产出最优的全要素生产率之前实现。同时，省内农业与非农业部门间的人力资本配置效率的提高能够显著促进本地区的全要素生产率提高。具体来看，省内人力资本配置效率每提高1%，当地全要素生产率水平平均提高约0.097%。

表8 人力资本配置对包容性财富的影响机制分析

列（2）回归结果表明，省际、省内人力资本配置效率指标均与收入差距呈U 型曲线关系。随着配置效率指标数值的下降，各层级人力资本配置效率逐渐提高，伴随着收入差距指标先下降后上升的过程，城乡收入差距经历了先扩大后缩小的过程。

六、研究结论与政策建议

（一）研究结论

本文在厘清人力资本配置对包容性增长影响的理论机制与传导路径的基础上，利用我国29 个省、区、市2005—2019年的数据，实证考察了人力资本配置效率对包容性增长的具体影响。结果表明，人力资本配置效率通过影响全要素生产率与收入差距作用于包容性增长，省际空间与省内部门间人力资本配置效率与包容性增长指标分别呈倒U 型与U 型曲线。优化省际人力资本配置初期能够显著促进包容性增长且省际人力资本自由流动对包容性增长的正向促进作用逐渐减弱，之后将抑制包容性增长；促进省内农业部门人力资本向非农业部门的流动初期会抑制包容性增长，但随着人力资本的进一步流动，转为促进包容性增长。而后的2SLS回归估计方法在缓解内生性问题的同时，与一系列稳健性检验共同验证了该结论的稳健性。

进一步，本文分别从区域、资源配置状况与是否为资源型省份三个维度对人力资本配置影响包容性增长的效应进行异质性分析。结果表明，首先，从区域分组的估计结果看，对于东部地区来说，省际人力资本配置效率的提升能够显著促进包容性增长，在通过鼓励人力资本省际自由流动进而促进包容性增长的同时，这一促进效应逐渐减弱，在达到省际人力资本最优配置效率前不存在拐点，省内部门间人力资本配置效率影响不显著；对于东部以外的其他地区来说，优化省际空间人力资本配置不能显著影响本地包容性增长，而省内农业与非农业部门间人力资本配置效率的提高对包容性增长的影响呈U型曲线，初期由于收入差距的扩大等原因导致包容性增长被抑制，随着劳动力转移规模的逐步扩大，农业部门生产率提高，逐渐由抑制效应转为促进效应。其次，从资源配置效率分组的估计结果来看，对于人力资本配置不足的地区来说，改善省际人力资本配置与促进包容性增长之间呈倒U型曲线，省外人力资本流入能够有效促进包容性增长，之后转为抑制包容性增长；对于人力资本配置过剩的地区来说，本地区的人力资本流出对包容性增长的影响不显著，而省内农业部门人力资本流出对包容性增长产生显著的正向作用。再次，从是否为资源型省份的分组估计结果看，资源型省份的省际人力资本配置效率与包容性增长之间呈U型曲线，改善其人力资本配置后，包容性增长指标先下降后上升，且省内人力资本配置效率对包容性增长的影响不显著；其他地区的省际人力资本配置效率与包容性增长呈倒U型曲线关系。

（二）政策建议

为更好地优化各层面人力资本配置效率，在促进经济增长的同时畅通人才流动，加速技术扩散与人力资本积累，更好地发挥产业集聚效应，最终实现共同富裕，本文提出如下政策建议：

1.促进人力资本流动，推动实现共同富裕。共同富裕的实现需要在发展的同时兼顾公平。通过本文研究结论可知，省际人力资本配置效率与包容性增长指标呈倒U型曲线关系，拐点随着基础设施建设、政府干预等指标的加入而左移，使本地对于包容性增长最优的人力资本配置效率逐渐向能够最大化产出的人力资本配置效率靠拢。因此，为兼顾经济增长与收入分配公平，实现共同富裕，未来政策在减少人力资本流动障碍的同时，应关注由人口流动带来的产业结构升级与收入差距变动，加大政府公共支出，继续推进基础设施建设，不断调整适应经济一体化下的产业分工格局。

2.追求共同富裕，应当因地制宜制定人才政策。通过区域异质性分析结果可知，东部地区与人力资本配置不足的地区能够通过优化人力资本配置显著作用于包容性增长，而其他地区和人力资本配置过剩的地区则对省内部门间的人力资本流动更敏感。因此，为更好地发挥人力资本配置对共同富裕的效应，各地区应根据本地人才配置状况制定不同政策，及时调整人才流动调控方向，持续疏通和鼓励人力资本在省内部门间与省际的流动，同时加大技术研发投入，优化产业结构，不断推进城镇化与农业机械化进程。

3.持续优化人力资本配置效率，突破“资源诅咒”怪圈，实现可持续发展。对于资源丰裕的地区来说，自然资本丰裕可能会带来包容性增长的“资源诅咒”。短期来看，人力资本配置效率的提高将抑制包容性增长；长期来看，当配置效率突破拐点之后，最终会在促进经济增长的同时推动实现共同富裕。因此，资源型省份应充分考虑政策的长期效应，提高资源利用效率的同时，通过不断推进人力资本在省际空间自由流动，优化投入要素结构，利用资源禀赋的先天优势，真正促进实现包容性增长与共同富裕。

注释：

①数据来源：https：//humancapital.cufe.edu.cn/rlzbzsxm.htm。

②考虑到种植面积、产量和收入因素，选择稻谷、小麦、玉米、大豆、花生、棉花、长绒棉、烤烟、甘蔗、甜菜、苹果、柑、桔、马铃薯、绿毛茶、红毛茶、西红柿、黄瓜、茄子等作为各省区市的代表性作物对农耕地的年租金进行衡量，其中稻谷包含早籼稻、中籼稻、晚籼稻和粳稻四种作物，稻谷、小麦、玉米作为主要粮食作物，占据了大部分农耕地。大豆、花生作为油料作物的代表，棉、烟和糖类代表性作物为棉花、长绒棉、烤烟、甘蔗、甜菜，苹果、柑、桔、马铃薯、黄瓜等为蔬菜水果类作物代表。

③由于各类年鉴及统计资料通常提供的是前一年的数据，因此本文所使用的2005—2019年数据来源于2006—2020年的各类统计年鉴。

④需要说明的是，本文选取我国29个省份。一是未包括港澳台地区，二是由于西藏与海南数据缺失较多，因此予以剔除。

⑤分类只关注样本期内资源配置效率处于同一状态的省份，样本期内资源配置状况发生变化的地区从回归样本中剔除，因此总样本量减少。