人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線的關(guān)系研究

尹浙霖，宋有濤，范居一

（1.遼寧大學公共管理學院，遼寧沈陽 110031；2.沈陽建筑大學，遼寧沈陽 110168；3.遼寧大學環(huán)境學院，遼寧沈陽 110031）

1 研究背景

經(jīng)濟發(fā)展水平與水環(huán)境質(zhì)量關(guān)系研究一直是學者們關(guān)注的重要議題，從不同視角，利用不同指標驗證環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC）是該議題的主要環(huán)節(jié)。我國經(jīng)濟持續(xù)高速增長，黨的十八大以來國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）年均增長約7.2%，但同時，水環(huán)境質(zhì)量持續(xù)惡化，水污染物排放量逐年上升，2007—2017年化學需氧量（COD）排放量年均上升約6.01%，氨氮排放量年均上升約7.29%。可見，經(jīng)濟增長的同時，水污染問題日益嚴重。以初級人力資本向高級人力資本演進為特征的人力資本變化與經(jīng)濟增長同步，是我國經(jīng)濟發(fā)展過程中的又一典型特征，突出表現(xiàn)為人口受教育程度的提升：6歲及以上人口中，初中及以下受教育人口比重從2007年的80.03%下降至2017年的68.57%；高中受教育人口比重從2007年的13.41%變?yōu)?017年的13.11%，基本持平；高等受教育人口比重從2007年的6.56%上升至2017年的13.87%。由此可見，雖然人力資本表現(xiàn)出由義務教育向高等教育轉(zhuǎn)移的趨勢，但義務教育人口比重仍遠高于高中及高等受教育人口比重，我國人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的空間仍非常巨大。那么，經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系是否穩(wěn)定？以低教育程度向高教育程度演進的人力資本變化是否會影響環(huán)境庫茲涅茨曲線的形成？會對曲線產(chǎn)生哪些影響？這些問題有待作出理論上的回答。

從現(xiàn)有文獻看，國內(nèi)外學者對人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的研究主要集中在以下方面：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染。Barua等［1］通過考察印度16個州1981—2000年水質(zhì)中生化需氧量和化學需氧量變化，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與水污染之間存在非線性關(guān)系；國內(nèi)學者以驗證環(huán)境庫茲涅茨曲線為主，認為我國人均GDP與生活污水中COD之間存在倒“U”型曲線關(guān)系［2］，江西省經(jīng)濟增長和水污染之間呈現(xiàn)“‘U’型+倒‘U’型”關(guān)系［3］，江蘇省經(jīng)濟發(fā)展與工業(yè)廢水排放之間符合環(huán)境庫茲涅茨曲線特征［4］。（2）人力資本與水污染。國外學者認為人口規(guī)模擴大會增加用水量［5］，人力資本存量提高帶來家庭收入的增加有利于降低用水量、減少水污染［6］；國內(nèi)學者認為適度的人口數(shù)量和合理的人口結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展的重要保證，人口規(guī)模效應對水污染產(chǎn)生正向驅(qū)動力［7］。（3）人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平。國外學者利用教育基尼系數(shù)、教育方差、教育標準差、教育變異系數(shù)等指標開展了人力資本不平等與經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)系的研究，發(fā)現(xiàn)人力資本不平等不利于經(jīng)濟增長或兩者間存在正相關(guān)關(guān)系［8］；國內(nèi)學者從教育程度、技能結(jié)構(gòu)、投資形式等方面研究了不同類型人力資本對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，認為人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化對經(jīng)濟增長至關(guān)重要［9-11］。

綜上所述，人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的研究成果較多，但仍有進一步探究的空間，如經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系是否會因污染物指標、研究方法、研究樣本等調(diào)整而發(fā)生變化，也缺乏人力資本與曲線關(guān)系的直接研究。因此，本文主要從以下方面開展研究：（1）變換水污染代理變量，基于我國30個省份 2007—2017年的面板數(shù)據(jù)（西藏和香澳臺地區(qū)因數(shù)據(jù)獲取問題不作為研究對象），利用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法驗證經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系；（2）計算人力資本指數(shù)并納入計量模型中，觀察人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響；（3）考察人力資本對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，進一步明確人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用機理，力求為實現(xiàn)人水和諧發(fā)展貢獻理論支撐。

2 理論分析

2.1 經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染

環(huán)境庫茲涅茨曲線表征了經(jīng)濟發(fā)展水平與污染物數(shù)量之間的關(guān)系，在水資源視角下，表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間的倒“U”型曲線關(guān)系。一方面，經(jīng)濟增長不可避免地產(chǎn)生水污染，人均收入水平的提高引發(fā)水資源的消耗和水污染的增加，但收入的污染物邊際排放量呈遞減趨勢［12］，當邊際排放量遞減為0時，水污染達到峰值，人均收入水平進一步提高，水污染會逐步降低，進入環(huán)境改善階段；另一方面，水環(huán)境制約著經(jīng)濟的發(fā)展水平，持續(xù)的經(jīng)濟增長考驗著水資源的承載能力，在現(xiàn)行的發(fā)展方式下，水資源可能難以支撐到環(huán)境庫茲涅茨曲線中的理論拐點值，或可能陷入經(jīng)濟增長停滯與水污染持續(xù)增加的“雙重陷阱”之中［13］，導致水環(huán)境質(zhì)量持續(xù)惡化。

2.2 人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響

結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學認為，經(jīng)濟系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)調(diào)整尤其是技術(shù)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長至關(guān)重要，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級亦是經(jīng)濟增長的重要決定因素，而一個經(jīng)濟系統(tǒng)技術(shù)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化是由其系統(tǒng)內(nèi)資源要素稟賦決定的，因此，作為經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)重要生產(chǎn)要素的人力資本，其水平的提升必然對技術(shù)結(jié)構(gòu)升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生重要的推動作用，進而促進經(jīng)濟增長。同時，人力資本不僅能支撐經(jīng)濟增長，也能緩解環(huán)境污染的壓力［14］。相對于物質(zhì)資本而言，人力資本是更加清潔環(huán)保的生產(chǎn)投入要素。人力資本水平的提高會使高素質(zhì)人力資本比重逐步增加，形成高級人力資本主導的人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整格局，不斷推動包括節(jié)水技術(shù)、環(huán)保技術(shù)在內(nèi)的各類技術(shù)的消化吸收與創(chuàng)新，從而推動改善水環(huán)境質(zhì)量，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

3 模型設(shè)定與變量選取

3.1 模型設(shè)定

基于以上分析，同時參考環(huán)境庫茲涅茨曲線基本模型，本文設(shè)定以下經(jīng)驗計量基準模型一：

為考察人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響，在基準模型一的基礎(chǔ)上，設(shè)定模型二：

式（2）中，H為人力資本。

3.2 變量選取

（1）被解釋變量

水污染（P）。根據(jù)國家發(fā)改委2016年印發(fā)的《綠色發(fā)展指標體系》和《生態(tài)文明建設(shè)考核目標體系》中關(guān)于水環(huán)境保護測度指標要求，本文將化學需氧量排放總量和氨氮排放總量兩項指標求和匯總，作為水環(huán)境污染情況的代理變量。

（2）解釋變量

1）經(jīng)濟發(fā)展水平（I）。人均GDP指一個國家在一定時期內(nèi)（通常為1年）生產(chǎn)的按市場價格計算的商品和勞務總值的人口平均值，一般用來衡量一個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平。同時，為驗證經(jīng)濟發(fā)展與水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，本文在解釋變量中引入人均GDP平方項。

2）人力資本（H）。將Barro等［15］提出的勞動力平均受教育年限設(shè)定值引入彭國華［16］研究中的人力資本增強型勞動力計算公式中，即：

式（3）中：j代表地區(qū)；是明塞工資回歸估計的教育回報率，即多接受1年教育使勞動力生產(chǎn)效率提高的比例，勞動力平均受教育年數(shù)在0～6 a、7～12 a和12 a以上的教育回報率系數(shù)分別為0.180、0.134和0.151。若即沒有受到學校教育的勞動力只能提供1個單位簡單勞動。而計算勞動力平均受教育年數(shù)采用勞動力平均受教育程度（小學、初中、高中和大專及以上）與對應的受教育年限設(shè)定值（6、9、12和16 a）的乘積來表示。計算得到的人力資本指數(shù)越大，代表人力資本存量越多，人力資本水平越高。

（3）控制變量

環(huán)境治理水平（E）為環(huán)境污染治理投資占GDP的比重；科技發(fā)展水平（T）為年末科技支出總額；人均水資源量（W）為供水量除以總?cè)丝诘慕Y(jié)果；城鎮(zhèn)化水平（U）為年末城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎亍?/p>

根據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，2007—2017年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，及各省份統(tǒng)計年鑒，得到各變量的基本情況及分析區(qū)間的統(tǒng)計性質(zhì)，結(jié)果見表1。

表1 我國30省份各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實證結(jié)果與分析

本文設(shè)定的兩個模型等式右邊包含了被解釋變量滯后項及具有潛在內(nèi)生性問題的解釋變量，故采用有助于克服內(nèi)生性問題的廣義矩估計（GMM）方法進行回歸估計。差分廣義矩估計（DIF-GMM）的估計結(jié)果易受小樣本偏誤與弱工具變量的影響，導致統(tǒng)計推斷出現(xiàn)偏誤［17］，因此，在樣本量有限條件下，本文應用系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）方法進行回歸估計。

4.1 人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響

表2列出了模型一和模型二的SYS-GMM估計結(jié)果，Arelleno-Bond檢驗結(jié)果表明各模型殘差不存在二階序列相關(guān)，Hansen檢驗結(jié)果顯示各模型的工具變量有效，因此SYS-GMM估計量是一致的和有效的。其中：

（1）列（1）顯示了僅考量經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間關(guān)系的回歸結(jié)果，人均GDP變量回歸結(jié)果不顯著，其平方項變量在10%置信水平上顯著，且系數(shù)為負。這表明：經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間并非簡單的線性關(guān)系，而是呈“U”型曲線關(guān)系；負的回歸系數(shù)使得拋物線以橫軸為中心發(fā)生旋轉(zhuǎn)，呈倒“U” 型，即當人均GDP較低時，水污染隨著人均GDP的增長而增加，而當人均GDP較高時，水污染隨著人均GDP的增長而減少。

（2）列（2）顯示了在引入環(huán)境治理水平、科技發(fā)展水平、人均水資源量、城鎮(zhèn)化水平等變量后的回歸結(jié)果，人均GDP平方項變量的顯著性置信水平提高至5%，且系數(shù)仍為負。進一步估算，在曲線拐點處，人均GDP約為7.023萬元。

（3）列（3）顯示了在控制其他變量不變的條件下，加入了人力資本變量后的回歸結(jié)果，重點考察人力資本變化對經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響。可以發(fā)現(xiàn)，人力資本變量的系數(shù)為0.712，且在10%置信水平上顯著。這表明人力資本變量變化1%，水污染變量將變動0.712個百分點，即人力資本變化引發(fā)水污染排放量上升，沿著環(huán)境庫茲涅茨曲線向上移動，說明人力資本積累進入工業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和高耗水服務業(yè)行業(yè)的就業(yè)比重較高，對減少水污染排放的促進作用較為有限。同時，人均GDP平方項變量仍然在10%的置信水平上顯著，且系數(shù)為負。進一步估算，在曲線拐點處，人均GDP約為5.584萬元。

表2 2007—2017年我國30省份變量數(shù)據(jù)的SYS-GMM回歸估計結(jié)果

上述SYS-GMM回歸結(jié)果表明，人均GDP平方項變量回歸結(jié)果顯著，且系數(shù)始終為負，這既證明了經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間的倒“U”型曲線關(guān)系，又表明估計結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性，因此，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，水污染呈先上升后下降的變化軌跡，這符合環(huán)境庫茲涅茨曲線的理論解釋。另外，回歸結(jié)果顯示人力資本導致曲線拐點左移（拐點處人均GDP由7.023萬元變?yōu)?.584萬元）、曲線下移（常數(shù)項由0.303變?yōu)?.240），即環(huán)境庫茲涅茨曲線向右下方移動，說明了人力資本能夠縮小經(jīng)濟增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間［18］。而列（3）的回歸結(jié)果顯示，前1期的水污染對當期有顯著的正向影響，且系數(shù)估計值為0.502，這表明前1期的水污染排放增加1%，當期的水污染排放就會增加0.502個百分點，這說明經(jīng)濟水平效應是水資源消耗量上漲的主要驅(qū)動因素，水污染排放具有經(jīng)濟慣性［19］。從控制變量看，環(huán)境治理水平是影響水污染的重要因素之一，兩者存在顯著的負向關(guān)系，表明環(huán)境治理水平提高1%，水污染排放將減少0.472%，說明環(huán)境治理投資是抑制水污染增加的有效因子。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

由于影響環(huán)境庫茲涅茨曲線的因素較多，本文通過替換控制變量的方法檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)定性。考慮到第三產(chǎn)業(yè)的水污染排放量相對較少，第三產(chǎn)業(yè)占比越高在一定程度上代表該地區(qū)的水污染相對較少、人均水資源量相對較多，同時，以服務業(yè)為主的第三產(chǎn)業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的新增長點，第三產(chǎn)業(yè)占比也能夠反映地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，因此，本文用第三產(chǎn)業(yè)占比（S）替代人均水資源量（W）對模型二進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表3所示。Arelleno-Bond檢驗結(jié)果表明，替換后的模型殘差不存在二階序列相關(guān)，Hansen檢驗結(jié)果顯示工具變量有效，且各主要變量符號及顯著性與前述模型基本一致，說明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 2007—2017年我國30省份人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

以上研究驗證了經(jīng)濟發(fā)展水平和水污染的環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，得到了人力資本能夠縮小經(jīng)濟增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間的研究結(jié)果，從整體上明確了人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的影響。而人力資本如何影響經(jīng)濟發(fā)展水平及水污染，即人力資本如何影響環(huán)境庫茲涅茨曲線上點的移動有待進一步研究。

5 人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系的再解釋

改善環(huán)境的當務之急是提高人均收入水平［20］，因此，經(jīng)濟發(fā)展是改善環(huán)境污染的驅(qū)動因素。通過研究人力資本對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，進而確定對應的環(huán)境庫茲涅茨曲線上的水污染排放量，能夠進一步明確人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用過程，是對兩者關(guān)系的微觀探討。

5.1 人力資本對環(huán)境庫茲涅茨曲線的作用機理

基于以上分析，本文從人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平關(guān)系入手展開分析研究，提出如下計量回歸模型：

表4結(jié)果顯示，3種模型估計結(jié)果中穩(wěn)健標準誤下的普通最小二乘法（OLS）計量結(jié)果解釋變量不顯著，這可能是由于OLS估計僅假設(shè)解釋變量與誤差項不相關(guān)，但內(nèi)生性會導致估計結(jié)果的不顯著。另外，應用xtoverid命令進行穩(wěn)健的Hausman檢驗，其結(jié)果拒絕隨機效應（RE）的原假設(shè)，支持固定效應（FE）。

表4 2007—2017年我國30省份人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平的回歸估計結(jié)果

固定效應回歸結(jié)果顯示，人力資本與經(jīng)濟發(fā)展水平在1%的置信水平上顯著，回歸系數(shù)為0.162，說明兩者呈正相關(guān)關(guān)系，即人力資本提高1%，經(jīng)濟發(fā)展水平提升0.162個百分點。這表明，人力資本的提高能夠顯著提升經(jīng)濟發(fā)展水平，沿橫軸正方向移動，使得縱軸上對應的水污染排放量沿著環(huán)境庫茲涅茨曲線向右上方移動，這與表2列（3）的回歸結(jié)果中人力資本變化引起的水污染變化移動方向一致，說明人力資本變化能夠促進經(jīng)濟發(fā)展，擴大水污染排放，縮短“爬坡”時間。同時，本文的回歸分析表明，人力資本能夠縮小經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染正相關(guān)的“兩難”區(qū)間，使得環(huán)境庫茲涅茨曲線向左下方移動。綜合來看，可以認為人力資本是環(huán)境庫茲涅茨曲線移動的加速因子，既能夠縮小經(jīng)濟增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間，又能夠推動經(jīng)濟發(fā)展，縮短“爬坡”時間，加速環(huán)境庫茲涅茨曲線拐點的到來，進入經(jīng)濟與環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的雙贏階段。可見，提升人力資本對于促進經(jīng)濟發(fā)展，轉(zhuǎn)變高能耗、高污染的經(jīng)濟增長方式，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展具有重要意義。而我國經(jīng)濟發(fā)展水平呈地區(qū)異質(zhì)性，地區(qū)經(jīng)濟差距是我國經(jīng)濟發(fā)展不平衡的主要表現(xiàn)形式，是制約中國經(jīng)濟整體水平的關(guān)鍵因素，因此，縮小地區(qū)經(jīng)濟差距，推動經(jīng)濟整體發(fā)展，提升總體經(jīng)濟平均水平既是實現(xiàn)“共同富裕”目標的要求，也能為環(huán)境庫茲涅茨曲線移動提供穩(wěn)定動力。已有研究從政策效應、地區(qū)全要素生產(chǎn)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和要素積累等方面對此開展了深入研究［21-24］，本文則嘗試從人力資本角度查找縮小地區(qū)經(jīng)濟差距的有效途徑。

5.2 人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差距

目前，測度地區(qū)經(jīng)濟差異的指標主要有泰爾指數(shù)及其分解、變異系數(shù)和基尼系數(shù)，下面分別給出各類指數(shù)的計算公式。

（1）泰爾指數(shù)是基于熵指數(shù)提出的反映地區(qū)經(jīng)濟差距基本特征的主要衡量指標，而熵指數(shù)主要反映收入分布不平等的狀態(tài)，廣義的熵指數(shù)計算公式如下：

式（5）中：n為樣本中個體的數(shù)量；為個體i的收入水平指標；；α為靈敏度參數(shù)，用于調(diào)節(jié)不同個體占總體份額權(quán)重的大小，原則上可以設(shè)置為任意數(shù)值。當α=1時，熵指數(shù)即為泰爾指數(shù)：

當α=2時，熵指數(shù)變?yōu)樽儺愊禂?shù)（Cv）平方的一半，即：

同時，通過對泰爾指數(shù)的分解可以將地區(qū)經(jīng)濟差距劃分為不同的組成部分，包括地區(qū)內(nèi)差距和地區(qū)間差距：地區(qū)內(nèi)差距是指所有地區(qū)分組中每個組的地區(qū)之間的差距；地區(qū)間差距是指所分的各組地區(qū)之間的差距。假定將所有地區(qū)分為m組，則經(jīng)過分解的泰爾指數(shù)公式為：

（2）基尼系數(shù)是定量測定收入分配差異程度的指標。針對地區(qū)經(jīng)濟差距的基尼系數(shù)計算公式如下：

式（9）中，pi和pj分別為地區(qū)i和地區(qū)j的人口數(shù)量。

本文將代表經(jīng)濟發(fā)展水平的人均GDP變量代入式（6）至式（9）（對數(shù)的底取為e ）用以測度地區(qū)經(jīng)濟差距，將30省份劃分為東中西部三大地區(qū)1），計算結(jié)果見表5所示。在分析區(qū)間內(nèi)，三大地區(qū)的基尼系數(shù)穩(wěn)步下降，2007—2009年基尼系數(shù)在0.3～0.4之間，收入分配處于相對合理狀態(tài)；2010—2017年基尼系數(shù)均小于0.3，收入分配處于比較平均狀態(tài)，說明地區(qū)收入分配逐漸平均，整體上收入分配差距呈減小趨勢。變異系數(shù)呈現(xiàn)與基尼系數(shù)類似的變動趨勢，2017年比2007年下降了24.93%，且逐步趨于平穩(wěn)。泰爾指數(shù)亦呈下降趨勢，2017年比2007年下降了35.96%，表明總體上地區(qū)經(jīng)濟差距逐步縮小。地區(qū)間差距在2014年比2007年下降了55.25%，在2014—2017年上升6.13%，表明地區(qū)經(jīng)濟差距在大幅下降后呈緩慢擴大趨勢。因此，本文選取人均GDP的泰爾指數(shù)及其地區(qū)間差距作為被解釋變量代表三大地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展差距；同時，為了檢驗回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文將人均GDP的基尼系數(shù)和變異系數(shù)分別作為被解釋變量進行了回歸估計。

表5 2007—2017年我國三大地區(qū)經(jīng)濟差距測度結(jié)果

為了分析人力資本對地區(qū)經(jīng)濟差距的實際影響，基于楊正林等［25］的研究思路，本文構(gòu)建如下實證分析模型：

2007—2017年三大地區(qū)的人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差距回歸估計結(jié)果如表6所示，其中BP檢驗、懷特檢驗用于檢驗異方差，BG檢驗用于檢驗自相關(guān)性。表6的回歸結(jié)果均通過了異方差和自相關(guān)檢驗，無論人均GDP的差距程度基于泰爾指數(shù)及其分解的地區(qū)間差距指數(shù)測度，還是基于基尼系數(shù)、變異系數(shù)衡量，人力資本變量的系數(shù)在相應回歸中均顯著為負，表明人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差距呈負相關(guān)關(guān)系，地區(qū)經(jīng)濟差距隨著人力資本的提高呈下降趨勢，這說明人力資本能夠較好地縮小東中西部的經(jīng)濟發(fā)展差距，促進人力資本積累，對于縮小地區(qū)間經(jīng)濟差距具有十分重要的意義［26］。另外，人均外商直接投資的系數(shù)為負，且在相應回歸中均顯著，表明該變量也能夠縮小東中西部的經(jīng)濟發(fā)展差距。但從回歸系數(shù)看，人力資本變量系數(shù)的絕對值均大于人均外商直接投資變量系數(shù)的絕對值，表明人力資本變量對地區(qū)經(jīng)濟差距的影響程度更大，說明人力資本變化能更好地縮小東中西地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展差距；城鎮(zhèn)化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地區(qū)經(jīng)濟開放度在相應回歸中均不顯著，表明這些變量不能有效地縮小各地區(qū)經(jīng)濟的不平衡狀況［27］。

表6 2007—2017年我國三大地區(qū)人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差距的回歸估計結(jié)果

6 結(jié)論與對策建議

本文基于SYS-GMM估計方法，利用2007—2017年我國30個省份面板數(shù)據(jù)，研究了水資源視角下的人力資本與環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，得到如下主要結(jié)論：（1）經(jīng)濟發(fā)展水平與水污染之間存在環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系；（2）人力資本是環(huán)境庫茲涅茨曲線移動的“加速”因子，既能夠縮小經(jīng)濟增長與水污染同步的“兩難”區(qū)間，又能夠推動經(jīng)濟發(fā)展，縮短“爬坡”時間；（3）人力資本能夠有效縮小東中西部經(jīng)濟差距。據(jù)此，提出以下對策建議：

第一，應持續(xù)提升人力資本，助推創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略實施。人力資本變化是促進經(jīng)濟增長、降低水污染、實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的重要因素，因此，應著力形成高級人力資本主導的人力資本結(jié)構(gòu)調(diào)整格局，持續(xù)推進經(jīng)濟從高速增長向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變，注重提升創(chuàng)新能力和效率，提高經(jīng)濟發(fā)展過程中的水資源利用效率，為經(jīng)濟綠色發(fā)展提供有力支撐。

第二，應優(yōu)化人力資本結(jié)構(gòu)，縮小地區(qū)人力資本差異。我國的地區(qū)經(jīng)濟差距呈擴大趨勢，人力資本是縮小地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平差距的有效因子，因此，面對人力資本分布不均衡和勞動力人口持續(xù)下降造成的人力要素生產(chǎn)壓力，應著力實施“內(nèi)培外引”人才戰(zhàn)略，以制度激勵內(nèi)生驅(qū)動力，實現(xiàn)人力資本的優(yōu)化配置。

注釋：

1）按照國家統(tǒng)計局對我國經(jīng)濟區(qū)域劃分方法，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。