〔摘 要〕“人才大战”映射出中国产业结构转型背景下各地区对不同层次人才的异质性需求，但目前学界关于人力资本异质性对产业结构升级的影响还有待实证研究。本文基于中国2001～2017年30个省市的面板数据，采用分位数回归模型从全国和区域层面实证分析人力资本异质性对产业结构升级的影响。结果发现，从全国范围看，初级人力资本抑制了产业结构升级，中、高级人力资本对产业结构升级的促进作用逐渐增强。从区域层面看，初、中、高级人力资本在不同分位点对三大经济区域产业结构升级的影响方向和大小存在明显差异。
〔关键词〕 人力资本异质性 产业结构升级 区域差异 分位数回归 人才吸引 职业教育
引 言
自2017年以来，“人才大战”席卷全国，超过50多个城市参与其中，从人才落户、购房补贴、生活补贴、配套保障等方面出台了各种人才优惠政策。与以往不同的是，在这一轮的 “人才大战”中，各地区人才争夺的主战场不再仅仅局限于 “高精尖”人才，而是广泛覆盖到了各领域、各层次、各类型的人才。同时对比各地人社局网站的人才政策可以发现，有的城市人才标准开始下移，如呼和浩特、沈阳、南昌等地已经将人才抢夺的范围拓展到了中专学历等基础性人才，但如北京、上海等超一线城市的人才吸引目标仍主要聚焦于产业高端人才。可见，不同地区对不同类型人才的需求已表现出了明显的异质性特征。 “人才大战”背后形成的人才流动，某种程度上是对已经积累的人力资本异质性程度的二次提升［1］，在当前产业发展转向以人才与创新为驱动的深刻背景下，这场至今仍愈演愈烈的 “人才大战”实质上是各地区产业结构急需大量的多层次人才来支撑升级的现实反映。
针对目前各地人才吸引政策，值得思考的问题是，各地区降低人才准入门槛固然可以吸引到人才，但如何充分发挥这些人才的价值并留住人才将给当地经济转型发展带来真正考验。由于产业结构发展的不同阶段对生产要素组合和技术水平的需求不同，不同类型的人力资本对产业结构的影响存在差异［2，3］，因此本文认为研究区分人力资本异质性对产业结构升级的差异性影响有其现实价值。在实践中，不同类型的人力资本对地区产业结构升级起到了何种作用？考虑到区域产业发展的不平衡同时也会制约人力资本异质性推动产业结构升级的效果［4］，同一类型的人力资本对不同区域的产业结构升级的影响有何不同？这些问题的回答需要更多的实证依据，由此，本文将从全国和区域层面实证研究人力资本异质性对产业结构升级的差异性效应。
1 文献回顾
人力资本异质性是指不同类型的人力资本存在技能、教育程度、社会地位的差异［4］，不同层次、类型的人力资本具有极强的异质性。国内学者丁栋虹 （2001）基于人力资本报酬能力的演变将人力资本分为了同质型人力资本和异质型人力资本［5］，最早提出人力资本异质性的概念。人力资本异质性研究的增多则是源于 “人力资本之谜”［6］及各种基于总量观察的经验研究结论争议问题的出现［1］。学者们发现仅用人力资本总量水平已经无法解释现有研究相互矛盾的实证结论，由此人力资本异质性开始受到越来越多的研究关注，人力资本理论也进入了分层次、分类型的研究阶段。
尽管近年来关于人力资本异质性的实证研究逐渐增多，但现有研究主要聚焦在人力资本异质性对经济增长的影响作用研究［8，9］，对人力资本的异质性与产业结构升级的关系研究则较为薄弱［10］。关于人力资本异质性与经济增长的研究表明，人力资本异质性是解释区域经济增长的重要来源［11］，各种类型的人力资本对经济增长的作用不同且不可或缺［12］。任何一种类型的人力资本都要与其他类型的人力资本互相配合才能促进经济健康发展［13］。事实上，由于具有不同人力资本禀赋的不同类型劳动者对各种要素生产力的发挥影响不同［14］，对产业结构升级也可能会产生差异性的作用效果［15］。因此，忽视人力资本的异质性特征，不仅有可能低估或高估人力资本的经济增长效应［16］，也可能会对人力资本的产业结构升级效应产生有偏误的估计。
据此，本文将基于2001～2017年的省际面板数据，选择分位数回归模型对人力资本异质性与产业结构升级的研究加以拓展。鉴于中国东部与中西部地区产业结构上的巨大差异［17］，除了在全国层面实证分析不同类型人力资本对产业结构升级的影响，还将在区域层面展开进一步的对比分析，以期从整体上刻画不同类型人力资本在条件分布不同位置对区域产业结构升级影响的差异性面貌。
2 研究设计
2.1 模型构建
在实际应用中，当随机误差不服从高斯分布时，运用最小二乘法进行估计可能会存在严重问题，采用分位数回归 （Quantile Regression）可有效避免这种问题。同时分位数回归还能给出各分位点对应的回归估计系数，刻画条件分布的全貌，使结果更具完整性。由此，本文选择分位数回归模型对人力资本异质性与产业结构升级的影响进行实证分析，构建分位数回归模型如下：
假设条件分布 的总体 q 分位数 yq（xi）＝ x′iβq，其中βq为 “q分位回归系数”，定义估计量β＾q如下：
参照孙海波和林秀梅 （2018）［18］等的思路，通过建立回归模型测算初、中、高级人力资本（异质性）及平均人力资本对产业结构变动的影响，模型设定为：
其中，strit（产业结构升级）为被解释变量，Hit（人力资本异质性）为核心解释变量，Controlj，it为控制变量，βi则为各个变量的回归估计系数，i代表省份，t为年份，εit为随机误差项。
2.2 指标设计
对不同受教育层次的受教育年限作如下设置：文盲从业人员虽然未上过学，但在劳动实践中具备一定的技能，将其受教育年限设为零并不合理，故将不识字 （E1）的受教育年限设为2年，小学（E2） 为6年，初中 （E3） 为 9年，高中 （E4）为12年，大专 （E5）为15年，本科 （E6） 为16年，考虑到研究生及以上学历的就业人员中还包含博士学历的从业人员，将研究生及以上学历从业人员 （E7）的受教育年限设定为19.6年。具体计算公式如下：
产业结构升级（str）：选择徐敏和姜勇（2015）构建的产业结构层次系数来度量产业升级水平［19］，计算公式为：为第 i产业占三次产业总值的比重，1≤str≤3。str的值越接近于3，则表明产业结构升级水平越高。
总之，进行社区学习共同体社区治理能力评价的价值意义在于，通过能力评价可以彰显社区学习共同体服务社区治理的自主性、组织性、创新性、先进性、示范性和价值性，增强其服务意识，强化其质量管理，提高其社区治理的有效性和社区居民的满意度，从而使构建和谐社区的目标愿景能够真正落地。同时，通过开展能力评价，对具备社区治理服务能力的社区学习共同体予以激励，可以发挥典型示范的引领作用，营造社会资本服务公益事业、积极向上的社区文化环境。
人口出生率在初级人力资本的回归估计中，人口出生率对产业结构升级的系数均显著为负；而在中、高级人力资本的估计中，其估计系数从产业结构发展前期的负值转为正值，但这一过程并不显著。
人力资本异质性 （H）：借鉴Caselli和Coleman（2006）的分类，按照不同人力资本的受教育水平异质性，将其划为3个层次：初级人力资本 （hcl1）、中级人力资本 （hcl2）和高级人力资本 （hcl3）［19］，并采用受教育年限法衡量各级人力资本水平。参照 《中国劳动年鉴》对各省区的从业人员受教育层次的统计分类，将不同的受教育层次分为7类：不识字、小学、初中、高中、大专、本科生以及研究生。
（1）被解释变量
其中，Li、Ei分别为第i学历层次的从业人员数及对应的受教育年限。
（3） 控制变量
教师培训项目中培训目标的确定至关重要，不仅有助于明确培训课程与培训目的的衔接关系，明确课程设计工作的方向，而且有助于课程内容的选择与组织，并可作为课程实施的依据和课程评价的准则。[2]培训目标的确定是整个培训课程的核心，具有定位与指导作用。教师专业发展阶段的“关注论”和嬗变学习理论，可以为确定新任教师培训目标提供一定的启示。
2.3 数据来源与描述性统计
由于 《中国劳动统计年鉴》2001年起才增加了研究生学历的从业人员分类，截止到2019年6月，统计年鉴数据更新到2017年，故本文选取了2001～2017年全国30个省 （市、自治区）的数据进行分析。考虑到数据的可获得性，西藏地区和港、澳、台地区不纳入统计。所有数据均来自历年各省区的统计年鉴、 《中国统计年鉴》、 《中国人口和就业统计年鉴》、 《中国劳动统计年鉴》、《中国社会统计年鉴》等。各变量原始数据的描述性统计见表1。
表1 变量及30个省区市变量的描述性统计
变量名称 变量符号 个案数 最小值 最大值 平均值 标准差产业结构升级 str 510 2.0690 2.8013 2.3047 0.1263初级人力资本 hcl1 510 2.0030 6.6643 5.4700 0.8011中级人力资本 hcl2 510 0.7628 6.1920 2.8991 1.0619高级人力资本 hcl3 510 0.0961 6.2752 0.8577 0.9179城镇化水平 urban 510 0.1389 0.8960 0.4974 0.1498对外开放水平 open 510 0.0168 1.7222 0.3158 0.3860基础设施 infra 510 0.0323 2.1009 0.7163 0.4722人口出生率 birth 510 0.0485 0.1906 0.1136 0.0285
3 实证结果分析
3.1 全国范围的实证结果分析
为研究人力资本异质性对中国产业结构升级的影响，本文利用2001～2017年30个省份的面板数据，选择0.1～0.9共9个分位点分别对初、中、高级人力资本对产业结构升级的影响进行了分位数回归估计，以初、中、高级人力资本水平为核心解释变量得到的回归系数见表2～4。（1）初级人力资本对全国产业结构升级的影响表2显示，初级人力资本在各分位点上的估计系数都显著为负且整体上呈下降趋势，这表明初级人力资本对产业结构升级起到了抑制作用，并且抑制作用随产业结构升级而愈加明显。2001年，中国初中及以下劳动力占比为81%，2016年为63.4%，虽然劳动力素质结构有所改善，但改善速度较慢，低文化素质的劳动力占比仍然过高。加之目前中国低技术行业劳动力需求的压缩明显大于高技术行业劳动力需求的扩张［21］，低端产业无力消化过多的初级劳动力；初级劳动力向高技术行业转化的潜力有限，造成结构性失业问题，从而限制产业升级。
表2 初级人力资本水平分位数回归结果
注：***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平，括号中的数值为对应的标准差，下同。
变量分位点0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 hcl1 -0.0809***（0.00994）-0.0815***（0.00837）-0.0791***（0.00679）-0.0798***（0.00514）-0.0818***（0.00496）-0.0836***（0.00503）-0.0847***（0.00512）-0.0903***（0.00647）-0.0902***（0.00616）urban 0.128**（0.0598）0.0777***（0.0122）birth -0.805***（0.201）0.152***（0.0467）open 0.0415***（0.0110）0.170***（0.0484）0.175***（0.0361）0.202***（0.0288）0.220***（0.0288）0.237***（0.0334）0.230***（0.0432）0.208***（0.0596）0.0429***（0.0138）0.0616***（0.0183）0.0831***（0.0144）0.0775***（0.0113）0.0753***（0.00875）0.0694***（0.00948）0.0651***（0.0117）2.793***（0.0504）Pseudo R2 0.476 0.498 0.511 0.531 0.549 0.569 0.594 0.621 0.659-0.476***（0.131）-0.410***（0.120）-0.300***（0.0998）-0.265**（0.113）-0.192（0.133）-0.230*（0.139）-0.414**（0.165）0.0110**（0.0128）Constant 2.678***（0.0966）-0.483***（0.129）infra 0.0334***（0.00765）0.0291***（0.00600）0.0251***（0.00629）0.0165**（0.00643）0.0161**（0.00715）0.0136**（0.00652）0.0144**（0.00701）0.0182**（0.00899）2.643***（0.0746）2.632***（0.0598）2.622***（0.0416）2.634***（0.0392）2.641***（0.0459）2.669***（0.0521）2.746***（0.0638）
（2）中级人力资本对全国产业结构升级的影响
从表3可以发现，中级人力资本水平在各个分位点的回归系数都显著为正，表明中级人力资本对产业结构的升级具有促进作用。并且随着产业升级深化，中级人力资本的促进作用递增。在产业结构升级的进程中，技术资源密集型和劳动密集型产业逐渐向技术密集型产业转变，对中级人力资本的需求不断增加。中级人力资本具有一定的学习能力和技术改善潜力，能够顺利掌握较为先进的技术，能提供更高技术含量的人力资本，因此将逐渐成为未来实际生产中的主要劳动力，有力推动经济增长和产业结构升级。（3）高级人力资本对全国产业结构升级的影响以高级人力资本为核心解释变量得到的分位点回归结果如表4所示，各分位点的回归系数都显著为正，同时随着分位点的提高，估计系数呈递增的趋势，说明随着产业结构深化升级，高级人力资本的边际贡献越来越大。尽管高级人力资本在全国的占比较小，不足1.5%～8.8%（2001～2017年），但其对产业结构升级的影响系数却远大于其他所有类型的人力资本，充分凸显了高级人力资本在产业结构升级过程中的突出优势，这是其他类型的人力资本不能比拟的。
本研究在SWCI模型的基础上，提出了一种针对Sentinel-2数据的可行性的模型方案，得到了土壤水分反演结果。
表3 中级人力资本水平分位数回归结果
变量 分位点0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 hcl2 0.0303***（0.00822）0.0239***（0.00611）0.0266***（0.00806）0.0356***（0.00739）0.0365***（0.00699）0.0355***（0.00774）0.0452***（0.00793）0.0392***（0.00854）0.0503***（0.0106）urban 0.291***（0.0938）0.133***（0.0244）birth -0.290（0.256）0.211***（0.0662）open 0.0613***（0.0140）0.350***（0.0883）0.327***（0.0870）0.235***（0.0704）0.231***（0.0705）0.232***（0.0776）0.223***（0.0834）0.293***（0.0880）0.0652***（0.0141）0.0679***（0.0113）0.0743***（0.0118）0.0749***（0.0146）0.0809***（0.0183）0.0891***（0.0296）0.129***（0.0290）2.050***（0.0430）Pseudo R2 0.364 0.390 0.392 0.401 0.414 0.430 0.462 0.511 0.583-0.0525（0.179）-0.0147（0.183）-0.107（0.179）-0.00363（0.189）0.0558（0.183）0.303（0.187）0.201（0.197）0.0101（0.0190）Constant 1.999***（0.0461）0.287（0.197）infra 0.0216*（0.0115）0.0192**（0.00745）0.0227***（0.00779）0.0243***（0.00831）0.0260***（0.00930）0.0208*（0.0110）0.0114（0.0142）-0.00115（0.0136）1.979***（0.0445）1.989***（0.0415）2.033***（0.0327）2.032***（0.0318）2.049***（0.0317）2.024***（0.0352）2.039***（0.0360）
表4 高级人力资本水平分位数回归结果
变量 分位点0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 hcl3 0.0708***（0.00432）0.0709***（0.00440）0.0724***（0.00547）0.0715***（0.00682）0.0816***（0.00718）0.0821***（0.00853）0.0784***（0.00749）0.0869***（0.00959）0.103***（0.0121）urban 0.186***（0.0613）0.119***（0.0155）birth -0.484***（0.186）-0.0782（0.0618）open 0.0763***（0.0115）0.138**（0.0555）0.136***（0.0446）0.140***（0.0486）0.107*（0.0545）0.103（0.0815）0.100（0.0718）0.0333（0.0677）0.0761***（0.0113）0.0733***（0.0104）0.0805***（0.0123）0.0910***（0.0123）0.0949***（0.0165）0.0940***（0.0170）0.111***（0.0152）2.270***（0.0292）Pseudo R2 0.446 0.471 0.481 0.493 0.511 0.530 0.564 0.607 0.666-0.363***（0.132）-0.282**（0.137）-0.217（0.170）-0.0580（0.176）0.0356（0.208）-0.0458（0.208）0.0841（0.149）0.0713（0.00947）Constant 2.111***（0.0423）0.105（0.143）infra 0.0106（0.00844）0.0202**（0.00840）0.0180**（0.00704）0.0141*（0.00820）0.0109（0.00720）0.00855（0.00844）0.0803（0.00948）0.0741*（0.00782）2.135***（0.0341）2.139***（0.0285）2.145***（0.0323）2.148***（0.0351）2.152***（0.0488）2.184***（0.0415）2.205***（0.0333）
（4）各控制变量对全国产业结构升级的影响
根据表2～4的回归结果分析控制变量在产业结构升级中发挥的作用发现：
面对农村留守儿童这类特殊的社会群体，教师要不断引导学生进行课前的预习，同时根据留守儿童的发育特点进行因材施教，使其养成良好的学习习惯，不断提高学习的效率。
城市化水平在产业结构升级的各分位点的估计系数基本都为正，但其影响效应却在下降。可见，尽管在前期，高的城市化水平可以有效提高资源利用效率、促进产业集聚进而推动产业升级，但当城市化水平达到一定高度以后，继续投入就会造成资源过耗，如在缺乏产业支撑的情况下进行盲目的开发建设，反而会抑制产业升级。
对外开放水平对产业结构升级的影响始终为正，并且随着产业结构的进一步深化调整，对外开放的促进作用也随之增强。全球化发展的时代，产业经济的发展离不开国际市场。国际上先进技术和资本投资的进入有助于国内高附加值产业的发展，促进产业结构的高级化，同时走出去让国内产业发展有了更大的压力和动力，有助于实现长远的发展，因此产业的长远发展必须始终坚持对外开放。
（2） 解释变量
基础设施对产业升级的影响为正向的促进作用，但随着产业结构深化以及人力资本结构的高级化，其促进作用逐渐降低，侧面反映出了中、高级人力资本对物质资本的替代作用。
3.2 东、中、西部三大经济区域的实证结果分析
考虑到东、中、西部地区的经济资源禀赋差异较大，产业升级的经济支撑能力悬殊，人力资本效用的发挥可能会受到地区发展水平的制约。因此，为进一步检验初、中、高级人力资本及平均人力资本对产业结构升级影响的区域差异，本文针对东部、中部、西部三大经济区域，同样采用分位数回归模型实证检验了人力资本异质性对产业结构升级的影响关系，表5为区域分析的回归结果。
表5 东、中、西部地区各级人力资本水平分位数回归结果
注：东部包括11个省区：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中部包含8个省区：山西、吉林、黑龙江、安徽、河南、湖南、湖北、江西。西部 （除西藏）包含11个省区：内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。
地区 变量分位点0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0.7 0.8 0.9 hcl1 -0.0671***（0.0151）-0.0820***（0.0137）-0.0888***（0.0111）-0.0853***（0.00801）-0.0836***（0.00692）-0.0874***（0.00717）-0.0880***（0.00818）-0.0992***（0.00836）东部地区-0.100***（0.00928）hcl2 0.0418***（0.0115）0.0743***（0.0116）hcl3 0.0725***（0.00614）0.0540***（0.0109）0.0490***（0.00799）0.0535***（0.00665）0.0541***（0.00707）0.0557***（0.00865）0.0553***（0.00949）0.0580***（0.00913）0.0711***（0.00517）0.0669***（0.00626）0.0684***（0.00749）0.0738***（0.00835）0.0717***（0.00766）0.0703***（0.00714）0.0708***（0.00734）0.0711***（0.0108）hcl1 -0.0399***（0.0148）-0.0345（0.0398）hcl2 0.0156**（0.00696）-0.0409***（0.0147）-0.0501***（0.0163）-0.0532***（0.0152）-0.0685***（0.0154）-0.0641***（0.0163）-0.0721***（0.0232）-0.0550（0.0386）中部地区0.0551**（0.0250）hcl3 0.0459***（0.0147）0.0156*（0.00850）0.0194*（0.0102）0.0251**（0.0112）0.0258**（0.0119）0.0235*（0.0125）0.0252*（0.0143）0.0236（0.0187）0.0454**（0.0197）0.0499**（0.0252）0.0773***（0.0244）0.0907***（0.0233）0.108***（0.0222）0.134***（0.0301）0.147***（0.0351）0.155***（0.0373）hcl1 -0.0589***（0.0165）-0.0743***（0.0136）hcl2 0.0239*（0.0138）-0.0697***（0.0120）-0.0693***（0.00825）-0.0742***（0.0101）-0.0630***（0.0119）-0.0561***（0.0129）-0.0533***（0.0152）-0.0516***（0.0145）西部地区0.0301***（0.0106）hcl3 0.0836***（0.0184）0.0150（0.0173）0.0208（0.0173）0.0210（0.0144）0.0190（0.0124）0.0170（0.0105）0.0191**（0.00954）0.0211**（0.00992）0.0731***（0.0222）0.0707***（0.0237）0.0627**（0.0282）0.0401（0.0286）0.0298（0.0227）0.0314*（0.0160）0.0378**（0.0173）0.0506*（0.0273）
从初级人力资本水平来看，无论是哪个地区，其对产业结构的升级都起到了显著的抑制作用。东部地区的初级人力资本水平最低，但对东部地区产业结构升级的抑制作用最为突出。这与东部地区整体的产业结构水平较高、低级劳动力对东部地区的发展只能起到抑制作用的现实情况相吻合。此外，西部地区的初级人力资本水平对其产业升级的抑制作用大于中部地区，这可能是因为西部地区人口密度较低，经济活动难以有效集聚，而中部地区的农业和劳动力密集型产业更为发达，在吸纳本地低端劳动力方面有更大的潜力，因此其初级人力资本对产业的抑制作用较西部要弱。
硫磺尾气改造前后吸收塔和再生塔主要操作条件有所不同，吸收塔主要操作条件如表3所示，再生塔主要操作条件见表4。
中级人力资本对东、中、西部地区的产业结构升级都起到了促进作用。其中，东部地区的中级人力资本对产业结构升级的估计系数在3个地区是最大的，随着产业结构升级其促进作用整体上呈上升趋势，东部地区对中等劳动力依然有着强劲的吸纳能力。中、西部地区的中级人力资本对产业结构的影响较弱，其中中部地区中级人力资本对产业结构升级的促进作用整体上强于西部。中、西部地区的回归系数在各分位点上的回归系数为部分显著，这表明中、西部区域板块存在内部分化问题，对中端水平的人才需求存在较大差异。
高级人力资本对东、中、西部地区的产业结构升级均起到了促进作用。其中，高级人力资本在东部和中部地区产业结构升级的各分位点的估计系数都显著为正。东部地区的产业结构高级化程度一直领先于中、西部地区，更能吸纳高级劳动力。但从0.4分位点开始，中部地区高级人力资本的系数反超东部地区，并且一直保持稳步增加的趋势。究其原因，可能是得益于中部崛起的政策优势；另外，近年来中部地区一些省份跨越了传统产业发展的跑道，开始在某些新兴产业领域中与东部发达省市同台竞技甚至表现更胜一筹，由此带来了区域发展机遇和就业岗位的增加，吸引了高级人才的回流，进而有效推动了产业结构升级。
2.2.3脱毒苗苹果脱毒苗是指已脱除目标病毒的苗木。栽植脱毒苗木，植株生长旺盛、分枝多、结果早、产量高、品质优良。脱毒苹果树与常规苹果树相比，脱毒苹果树生长势旺，生长整齐，果实光洁度好，可溶性固形物含量增加，果品耐贮性强，并能够减少氮肥的施用量。
从高级人力资本对产业升级的边际贡献来看，中部地区高级人力资本的边际贡献要远胜于东部地区。这可能得益于欠发达地区本身的经济总量较小，后发优势逐步体现，经济的增速高于发达地区；根据投入要素的边际报酬递减规律，东部地区人力资本对产业结构升级的单位增效开始小于中部地区。加上中部高级人力资本较为匮乏，弹性较大，因而高水平人力资本存量的增加和流入可以对产业结构升级产生巨大的推动作用。
高级人力资本在西部地区的低分位点呈现出对产业结构升级较强的促进作用。但在产业结构升级的中、高分位点，西部地区高级人力资本对产业结构升级的促进作用明显要弱于东、中部地区。高级人才在就业地区选择上可能更看重当地的经济发展情况与潜在机遇，以目前西部地区落后的产业结构发展现状，吸引并保留住高级人才难度较大。
4 结论与建议
通过构建分位数回归模型，本文利用2001～2017年的省际面板数据分别从全国和区域层面实证检验了人力资本异质性对产业结构升级的不同影响，得出了初级、中级及高级人力资本对全国产业结构升级影响的贡献差异，并对各级人力资本在东、中、西部三大区域的异质性影响效应进行了横向对比分析。根据实证结果，主要得到以下结论：
本文选择了国内相关研究经常使用的控制变量：城市化水平 （urban）、对外开放水平 （open）、人口出生率 （birth）和基础设施 （infra）。其中，采用城镇人口占总人口的比重来衡量各省的城市化水平。对外开放水平则通过各省区进出口总额（按照当年的平均汇率换算）占当年GDP的比重来度量。人口出生率采用各省市当年出生人数占年平均人口的比重来衡量。基础设施采用各地区的公路总里程占其国土面积的比重表示。
6月12日，《北京市餐饮业就餐区和后厨环境卫生规范》正式发布。该规范分为五个部分33条70余款，适用于北京市所有餐饮业态，包括饭庄、酒家、酒楼、餐馆（含饭店、宾馆、酒店对外经营的餐厅）的就餐环境及后厨环境卫生相关标准及要求。规范对就餐区环境、就餐卫生方面、餐饮企业菜单、后厨等均进行了规定。
（1）不论是在全国还是在区域层面，初级人力资本随着产业结构升级其抑制作用愈加明显；东部地区初级人力资本对产业结构升级的抑制作用最大。尽管全国教育水平稳步提升，但目前人才结构问题仍然突出，过高的初级人力资本存量制约产业结构升级。
土地流转是资源优化配置的过程，是经济规律使然，但是无论以什么目的、形式流转，都要充分尊重农民在农村土地流转中的主体地位，坚持双方自愿、平等协商、有偿流转的原则。实践证明，一些地方政府违背农民意愿，片面理解“自愿”原则，强制进行土地流转，推动规模经营，不仅损害了农民权益，破坏了干群关系，又留下了许多后遗症，流转起来的土地不能正常开展生产经营，最终一举两失。
（2）全国层面，中级人力资本随着产业结构升级深化，其促进作用递增。区域层面的中级人力资本对区域产业结构升级的促进作用大小为：东部＞中部＞西部。东部地区对中级人才有着最为强劲的吸纳能力；中级人力资本的促进作用整体上随产业升级而增强；西部地区产业结构较落后，对中级人力资本的吸引力最弱。
1.4.1 微环境测定。选择叶幕稳定的果实膨大期至成熟期，利用LUGE-L92型温湿度记录仪测定各处理果实附近叶幕的温湿度。利用Field Scout 3414F型数字式照度计测定10:00的光合有效辐射。
（3）在全国产业结构升级过程中，高级人力资本的边际贡献递增，且影响系数远大于中级人力资本，体现了其存量小、动能大的特征，凸显了其在产业结构升级中的优势地位。区域层面，由于中部地区部分省份的崛起吸引了高级人才的回流，其高级人力资本对产业结构升级的促进效能开始赶超东部地区，而高级人力资本对西部产业结构升级整体上为促进作用。
综上可得，由于人力资本具有异质性，不同类型的人力资本对产业结构升级的影响也体现出了异质性特点，据此本文提出以下建议：
（1）对于中国目前较高的初级人力资本存量，要通过培训或再教育等完成人才结构的调整优化，使之适应产业发展需求；也要打通劳动力流动的体制障碍，合理引导初级劳动力的就业。此外，坚持落实职业教育现代化，带动初级人力资本向上发展，改善初级人力资本的壅塞局面。
（2）协调统筹技术性人才等中级人力资本的发展。各地区根据产业发展需求，积极响应并借力于教育部财政部联合启动的高职 “双高计划”，打造人才、技术、创新三位一体的服务平台，提供优质人才资源以支撑国家重点产业、区域支柱产业发展。
（3）坚持培养和引进高级人才，双管齐下，发挥高级人力资本在产业经济发展中的头部效应。各区域要充分发挥自身资源优势，合理布局产业，打通去产能的制度梗阻，在探寻符合自身要素禀赋的产业发展之路的同时，完善人才引进和培育机制，进而提升产业对人才的吸引力，实现人才与地区经济协同发展。
最后, 考虑三维无黏和黏性Taylor-Green涡(Taylor-Green vortex, TGV)问题, 考查改进格式预测转捩到湍流的能力. 为此, 改进B选作基本线性格式, 它包含原始WENO-CU6-M2格式参数q, C, 令q=2, C=103. TGV问题的初始条件为
1188 分子氢对雄性小鼠生殖系统高水平小剂量电离辐射损伤的防护作用 郭佳铭，和生辉，熊泽森，刘 哲，赵海男，刘鹏飞，颜宏利，高 福，李百龙
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Study on Impact of Human Capital Heterogeneity on Industrial Structure Upgrading——Thinking Triggered By the “War for Talent”
Li Min1 Zhang Tingting1 Lei Yusheng2
（1.School of Business Administration， South China University of Technology， Guangzhou 510640， China；2.Office of the Party Committee（School）， South China University of Technology，Guangzhou 510640， China）
〔Abstract〕 The “war for talent” reflects the heterogeneous demands of different regions for talents at different levels under the background of China's industrial structure transformation.However，the current academic research on the impact of human capital heterogeneity on industrial structure upgrading remains to be empirically studied.Based on the panel data of 30 provinces and cities in China from 2001 to 2016，the impact of human capital heterogeneity on industrial structure upgrading is empirically analyzed from the national and regional levels by using the quantile regression model.The results show that， nationally， the primary human capital restrains the upgrading of industrial structure，and the promotion of intermediate and advanced human capital on industrial structure upgrading is increasing.From the perspective of sub-regions，there are distinct differences in the direction and degree of the impact of primary-intermediate-advanced human capital on industrial structure upgrading in the three major economic regions at different points.
〔Key words〕 human capital heterogeneity； industrial structure upgrading； regional differences； quantile regression； talent attraction；vocational education
DOI：10．3969 ／j．issn．1004-910X．2019．11．014
〔中图分类号〕F121.3；F249.27
〔文献标识码〕A
收稿日期：2019-06-13
基金项目：广州市社会科学规划项目 “广州市高校毕业生就业情况调研及广州市人才政策优化”（项目编号：x2gs／N6180760）。
作者简介：李敏，华南理工大学工商管理学院教授，博士生导师。研究方向：人力资源管理。张婷婷，华南理工大学工商管理学院硕士研究生。研究方向：人力资源管理。雷育胜，华南理工大学党委（学校）办公室主任，副研究员。研究方向：高等教育管理。
（责任编辑：王 平）
标签：人力资本论文; 产业结构论文; 异质论文; 作用论文; 人才论文; 社会科学总论论文; 人才学论文; 世界各国人才调查及其研究论文; 《工业技术经济》2019年第11期论文; 广州市社会科学规划项目“广州市高校毕业生就业情况调研及广州市人才政策优化”(项目编号:x2gs; N6180760)论文; 华南理工大学工商管理学院论文; 华南理工大学党委(学校)办公室论文;