教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究_孙刚成.pdf

-3-编者按：党的二十大报告提出：“坚持以人民为中心发展教育，加快建设高质量教育体系，发展素质教育，促进教育公平。”2016年9月9日，习近平总书记在北京市八一学校考察时指出：“教育公平是社会公平的重要基础，要不断促进教育发展成果更多更公平惠及全体人民，以教育公平促进社会公平正义。”2018年9月10日，习近平总书记在全国教育大会上强调：“学生培养得怎么样，要看拿什么样的尺子去衡量，以什么样的眼光去发现。要尊重学生、理解学生、信任学生、激励学生，公平公正对待学生，相信每一个学生都是可塑之才，善于发现每一个学生的闪光点和特长。”教育公平是国家基本教育政策取向，是人民群众判断、评价、衡量教育发展水平与质量的重要依据。为深入学习贯彻党的二十大精神和习近平总书记关于教育的重要论述，办好人民满意的教育，本刊特推出“教育公平研究”专题，以飨读者。教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究孙刚成，金 莹摘 要为探究教育公平和劳动力资源错配对区域创新发展的影响机制，文章基于中国大陆30个省份的面板数据，分别通过构建教育基尼系数、绝对资源错配模型和区域创新发展指标体系作为教育公平、劳动力资源错配和区域创新发展的代理变量，并依次构建固定效应模型、空间计量模型和面板门槛模型进行实证检验，研究得出：（1）教育公平对区域创新发展具有显著的促进作用，并对区域创新发展具有显著的正向空间传导作用；（2）劳动力资源错配对区域创新发展具有显著的抑制作用，且劳动力资源错配的空间效应对区域创新发展的作用显著为正；（3）在教育公平的作用下，劳动力资源错配对区域创新发展的扭曲效应由显著变为不显著，存在非线性关系，教育公平能够矫正劳动力资源错配的负外部性。关键词区域创新发展；教育公平；劳动力资源错配；空间杜宾模型；面板门槛模型作者简介孙刚成，延安大学教育发展战略研究中心主任，教授，博士，博士生导师；金莹，延安大学教育科学学院研究生（陕西 延安 716000）。中图分类号G521 文献标识码A 文章编号1671-2277（2023）01-0003-18DOI:10.3969/j.issn.1671-2277.2023.01.001基基金项目：国家自然科学基金委管理学部2020年第1期应急管理项目“行业特色高校高质量发展的内涵、机制与路径研究”（72041013）；延安大学疫情防控应急科研项目“疫情对教育供给与需求的双向影响研究”（ydfk039）。专题：教育公平研究第35卷 第1期2023年2月Vol.35 No.1Feb.2023Journal of Tianjin Academy of Educational Science学报-4-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究近年来，中国经济发展进入新常态，在稳增长、促改革、调结构、惠民生、防风险等系列要求下，1新发展理念应运而生，其中包含协调、绿色、开放、共享、创新等发展理念。同时，我国“碳达峰”“碳中和”目标的提出更要求我国必须加快创新发展进程，2通过新动能的研发和新能源的替代实现绿色发展。此外，新旧动能换挡3、产业结构转型升级4、共同富裕5等关乎国计民生的高质量发展内涵均与我国区域的创新发展相挂钩，因此，如何通过政策调节促进区域创新能力提升，实现创新发展，成为近年来众多学者关注的焦点。进入新时代以来，在顺应社会主义现代化强国建设，解决人民日益增长的美好生活需要和不充分不均衡的发展之间的矛盾命题下，实现教育公平的路径机制和政策方针关系到人力资本的培育和国家创新驱动发展。6在以义务教育为主的基础教育框架下，教育公平的水平和质量得到较大提升。高等教育规模的大幅扩展，意味着熟练型人力资本的规模会在未来几年有显著的扩大。7随着“平民教育”的趋势不断凸显，公平与效率之间的对立统一问题也逐渐成为众多学者和公众关注的焦点问题，尤其是教育公平在应对劳动力资源错配和区域创新发展等问题上的相关路径和机制还有待于进一步研究。所以，本研究根据相关的机制分析，将教育公平、劳动力资源错配和区域创新发展三者纳入统一的研究框架进行探究和分析，并得出相关结论，同时据此提出具体的政策建议。一、研究回顾和机制分析（一）教育公平对区域创新发展的作用机制1.人力资本扩展效应改革开放以来，我国教育公平建立在教育扩展的基础上，8随着基础教育和高等教育的推广和普及，我国的教育公平程度整体上呈现上升趋势，尤其体现在中小学和高校毛入学率的连年攀升上，9中小学的扩展普及和大学扩招使得国民教育更表现出公共品非排他性和非竞争性的特征，高等教育也逐渐由“精英教育”转变为“平民教育”。10因而，由教育扩展引致的教育公平水平提升直接促进了中国人力资本规模的迅速扩张和积累，进而推进了区域创新发展进程。这种人力资本扩展效应突出表现为教育公平显著扩大了基础教育受众。随着经济社会的不断发展，我国接受过幼儿早期教育、学前教育、小学教育和中学教育的群体不断扩大，使绝大部分青壮年在进入工作岗位前均具备了基础自然科学和社会科学知识，同时也接受了一定的创新创业技能训练，并能将这些知识应用至生产生活中，且有可能在这一过程中进行新的知识创造。11在区分人力资本的过程中，仅接受过基础教育的人力资源通常被定义为非熟练型的人力资源，以此与接受过高等教育的熟练型人力资源相对应，12但同时相关学者也承认，非熟练型人力资源能够促进熟练型人力资源的创新和研发活动。非熟练型人力资源是熟练型人力资源的后备力量，13即非熟练型人力资源能够通过较低成本的科研技能和创新技能训练快速转化为熟练型的人力资源，同时非熟练型人力资源的存在还能够优化人力资源结构，14其能够为熟练型人力资源的创新研发活动提供物质和服务上的支持，促进人力资本的增长与丰富。接受过高等教育的熟练型人力资源扩展对区域创新发展的促进作用是毋庸置疑的。15一方面，熟练型人力资源的扩展提升了新知识创造的概率，新知识的形成与创造离不开创新主体有目的和有意识地发挥其主观能动性，同时需要掌握不同知识的创新主体之间的协同和合作，16,17这体现出在当前新旧动能的换挡阶段，18新知识的创造需要体量庞大的科研创新主体、知识多元化融合和多学科交叉的创新条件和创新环境，19这也就需要高校能够提供与之相适配且规模足够大的熟练型人力资源群体，以支持区域创新发展，而教育公平目标下的高等教育扩展能够赋能此种机制的推进。此外，基于人力资源改进的人力资本扩展-5-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究能够激发区域市场的创新活力，加快创新成果转化，实现区域高质量创新发展。近年来，随着国内战略性新兴产业、高新技术产业、“独角兽”企业的兴起和壮大，电子商务、数字金融、共享经济、“云计算”等新概念和新技术的发展和市场推广离不开人力资本中的知识创造和R&D活动。20同时，新兴产业和高新技术产业的兴起和集聚引致更多的人力资本需求，21倒逼受教育人群进一步扩展，使教育公平为促进区域创新发展发挥更为显著的作用。2.收入分配效应教育公平能够通过一系列机制显著影响城乡居民的收入分配，并通过调节收入分配形成收入分配效应以影响区域创新发展。教育公平背景下的人力资本技能素养提升和规模扩张能够迅速促进产业结构高级化、合理化和淘汰落后产能，产业结构的变化和城乡居民就业结构的变化能够提升城乡居民的整体收入水准。22此外，教育公平还能够通过促进教育代际流动调节个体家庭背景和生活环境存在的不平等性，23缩小居民收入差距，24由居民整体收入水准的提升和收入分配差距的缩小的双重机制形成收入分配效应。收入分配效应能够引致居民的消费需求结构变革，收入水平的普遍提升能够显著提升城乡居民对新产品尤其是创新产品的需求，25并以此促进居民需求结构的高级化。26而收入分配效应在缩小收入差距和扩大中等收入群体规模等方面能够广泛调整居民需求分布，使之实现平等化、多元化发展，27进一步强化居民需求结构的高级化进程。因而，收入分配效应对居民需求的影响会引致和刺激企业和创新主体的创新，进而显著促进区域创新发展。3.创新主体扩张效应人力资本的扩张和教育公平进程的深入推进派生出创新主体的不断扩张，尤其是高等教育规模的不断扩大，促进了从事创新科研工作的高层次、高学历人才规模扩张。随着高等学校毛入学率的急剧提升，我国高校的办学规模也逐步扩大，与高校相适配的创新基础设施和资金人才规模在近年来也呈现几何式增长。根据教育部披露的相关数据，教育部2021年度在高等教育领域共计支出1011.4亿元，其中有124亿元用以支持世界一流大学（学科）和特色发展专项引导项目的推进和发展，从中能够看出我国政府对高等教育的发展和创新给予了极大的物质支持和政策引导，不仅使高等教育的规模得以扩张，同时也依托高等学校建立起学科齐全、设施完备、人才和资金充足、研究机制规范健全的创新平台，在高等学校毛入学率上涨的同时也壮大了高校教师、研究员等科研主体。2021年，高校专任教师、研究员和其他科研主体的人数突破188万，已然成为推动我国创新发展的生力军。此外，随着我国教育公平的深入，在高校规模持续扩张的背景下，高校进行创新成果转化和区域产学研合作的活动也日益频繁。大部分高校都会依托本地政府的支持和立足于本地的发展特色，开展具有区域特点，能够解决区域发展困境、支持区域创新能力提升、实现区域可持续发展的创新活动。高校的这些创新活动不仅提升了高校的科研水准和服务社会的能力，更推动了高校所在区域可持续性的创新发展。4.教育公平培育创新风尚教育公平不仅能够从扩展人力资本、提高居民收入、扩张创新主体等角度促进区域创新发展，更能够影响隐性的社会创新风尚。自改革开放以来，我国的教育公平进程不断取得新的突破和成就，与此同时，教育的普及逐渐在社会中形成了尊重创新、尊师重教的社会风尚，从而为区域创新发展培育了良好的环境和土壤。近年来，伴随着人力资本的扩展和高素质人才群体的壮大，我国居民逐渐重视家校教育和支持教育发展，为国育才与创新驱动发展的观念深入人心，并在青壮年群体中形成了良好的从事创新活动的激励机制。此外，也引导一部分企业重视创新研发，避免进行短视的创新活动，-6-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究大力开展“机器换人”、人力资本驱动的创新研发活动。这些变化正是源自教育公平引致的社会受教育水平提升，从而为区域创新发展奠定的思想基础。因此，教育公平不仅在要素和物质上为区域创新发展提供了驱动力，同时也在思想观念上引发了社会风气的变革，使得区域创新成为一种内生可持续的机制和动力。5.空间涓滴效应教育公平能够促进人力资本扩展和知识创造，这不仅对本区域的创新发展具有支持和促进作用，而且人力资本的跨区域流动和知识的空间溢出，会对其他区域的创新发展具有显著的促进作用。同时，教育公平能够促进创新资源在空间上的合理配置，改变区域间为争夺创新资源而产生的虹吸效应和极化效应，28畅通创新资源发挥涓滴效应的渠道。此外，由于教育公平的收入分配效应引致的需求结构升级和创新产品研发激励，能够促进大量的创新产品研发，则区域之间的经济活动联系会形成仿国际产品生命周期模型，即后进地区会学习先进地区的创新产品研发，以此促进后进地区和先进地区的产业创新升级，进而强化教育公平对创新资源形成的空间涓滴效应，促进教育公平对区域创新发展的正向影响外溢为空间正外部性。基于上述分析，提出如下假说：H1：教育公平能够通过人力资本扩展效应和收入分配效应显著促进区域创新发展。H2：教育公平能够通过空间涓滴效应对区域创新发展产生显著的正向空间传导作用。（二）劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制1.人力资本挤压效应劳动力资源错配会扭曲劳动力要素市场的收入分配效应，进而拉低居民的收入分配水准，从而对区域创新发展产生显著的抑制作用。在这一机制过程中，资本错配表现为劳动力工资和人力资本收入水平被结构性或人为压低，29这一方面是因为中国现行的就业结构受到产业结构的限制，即中国教育扩展所导致的人力资本技能素养的迅速提升与中国当前的产业结构优化进程存在一定的失衡，30大量的熟练型人力资本无法寻找到适配的就业岗位，也就无法得到与人力资本投资和技能素养相匹配的工资，收入水平被结构性压低；另一方面，地方政府开展的“晋升锦标赛”会强化政府官员作为“政治人”和“经济人”的角色，31其为获得短期经济效益而积极开展的招商引资行为会扭曲劳动力要素价格，32进而技术性压低人力资本工资收入水准。劳动力的收入分配扭曲会进一步抑制劳动者对其个人和子女的技能培训教育投入，人力资本被挤压，33进而对区域创新发展形成了显著的抑制作用。2.需求抑制效应劳动力资源错配通过扭曲区域收入分配，挤压人力资本的工资水平，并通过直接或间接的效应抑制了区域的创新发展水平。34一方面，人力资本收入水平的降低会抑制人力资本在区域中的R&D活动，35即人力资本收入水平的下降会显著降低企业对人力资本进行研发和创新的激励效应，并降低人力资本对创新产品的研发效率，进而显著抑制区域的创新发展；另一方面，人力资本收入水平的降低会通过抑制居民消费和需求结构升级来间接阻碍区域的创新发展。3.劳动力市场分割效应中国的劳动力资源错配和劳动力市场扭曲的原因，部分来自当前不合理的户籍制度限制了高素质人才的区域间流动和创新人才的就业选择，36从而分割了劳动力市场，使具备更高技能和拥有更强创新能力的人力资本无法适配合适的创新活动和创新工作，而中国当前的城乡二元结构更为人力资本的自由流通增设了壁垒，一部分创新人才被滞留在较低生产效率的生产部门，而更高效率的生产部门则面临人才匮乏的状况。这种由劳动力市场分割引致的结构性失业对区域内部的企业和其他生产部门的创新产生了较为明显的阻碍作用。-7-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究4.空间挤出效应基于上述分析，由于劳动力资源错配对区域创新发展具有人力资本挤压和需求抑制两大效应，劳动力资源错配必定会对区域内部的创新发展产生扭曲效应。由于劳动力资源错配挤压了区域人力资本和其他创新资源的流动空间，因此，容易对这些创新资源形成空间挤出效应，即将创新资源挤出与本地经济活动联系密切的区域，进而对其他地区的创新活动开展、需求和消费结构升级、新产品的研发产生显著的促进作用。基于上述分析，提出如下假说：H3：劳动力资源错配由于人力资本挤压效应和需求抑制效应对区域创新发展具有显著的抑制作用。H4：劳动力资源错配由于存在空间挤出效应对区域创新发展具有显著的正向空间传导作用。（三）教育公平和劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制由上述分析可见，教育公平和劳动力资源错配对区域创新发展具有相互阻抗的影响机制，即教育公平能够通过人力资本的扩展和居民需求结构的升级引致区域创新发展的提升，而资源错配则会通过扭曲人力资本的扩展和居民需求结构来阻滞区域创新发展。从我国的发展现状来看，随着教育扩展的不断深化，37尤其是高等教育资源规模的扩张和区域高等教育毛入学率的提升，38熟练型人力资本的规模呈现逐年攀升态势，其对社会经济发展的影响力也变得越来越大。与此同时，在近几年国家的协调和引导下，地方政府间的“晋升锦标赛”体制得到改善和指导，我国的产业结构升级和教育公平程度提升带动的就业结构升级也普遍提高了人力资本的收入分配水平，劳动力资源错配的扭曲效应有所缓解。此外，教育公平能够促进高学历和高素质人才流通，进而突破劳动力市场分割壁垒，对劳动力资源错配的负面影响进行矫正。一方面，高校的跨区域招生能够将优质的人力资本从其他区域吸引过来，并使得这部分创新人才立足高校所在的区域开展知识学习、创造及其他创新活动，为区域创新发展持续赋能。另一方面，教育公平进程的深入推进引致的创新主体扩张也使得劳动力资源错配趋向于被矫正。不少地区依托当地高校平台，引进大量优秀师资力量和创新人才，并通过产教融合、产学研合作等方式使高素质创新人才能够通过自己的创新能力为区域创新发展做出突出贡献，弥合由劳动力资源错配引发的人力资本市场的结构性失业现象。随着我国教育公平程度的不断深化和教育体制的不断完善，逐渐理顺教育公平和效率之间的关系，不仅为社会整体的人力资本扩张提供了契机和动力，更能够为区域吸引和培养多元化的创新人才，培育宽领域的创新主体，为区域创新驱动发展奠定基础。因此，在追求和实现教育公平的过程中，劳动力资源错配引致的系列负外部性和扭曲效应会被显著矫正，进而使其对区域创新发展的抑制作用受到调节。基于上述分析，提出如下假说：H5：教育公平对劳动力资源错配的负面影响具有调节作用，即在教育公平的作用下，劳动力资源错配对区域创新发展的抑制作用会随着教育公平程度的深化被逐渐矫正。二、模型构建、变量选取和数据来源（一）模型构建1.固定效应模型构建为初步验证教育公平和劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制，并证明假说H1和H3的正确性，同时考虑到普通最小二乘估计可能存在的“地方效应”和“个体效应”，文章构建固定效应模型对相关机制进行实证验证。2.空间计量模型构建空间计量能够避免传统计量经济学对地理单位之间依赖性的忽视，从而有效解决模型存-8-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究在的内生性问题。为验证假说H1H4，文章参考LeSage等的研究，39分别构建空间自回归模型（SAR）、空间误差模型（SEM）、空间自回归模型和空间误差模型的一般形式空间杜宾模型（SDM）。3.面板门槛模型构建面板门槛模型有助于分析核心解释变量在门槛变量作用下对被解释变量的非线性作用。为验证教育公平和劳动力资源错配对区域创新发展的联合作用机制，根据Hansen的研究，40以教育公平指数（Eeqit）为门槛变量，劳动资源错配指数（LMit）为核心解释变量，构建面板门槛模型。（二）变量解释与数据来源1.被解释变量：创新发展指数（ID）创新发展是新发展理念的关键一环和高质量发展的重要方面，参考有关学者对高质量发展内涵的分析，41,42构建如表1的指标体系对区域创新发展进行测度。在表1中，综合考虑了研发与研发支出、教育与教育支出、以创新人才为主的创新主体规模、以创新成果为主的创新产出等能够从不同方面测度区域创新发展的相关指标，能够较为全面地对区域创新发展进行综合评价，因而采用表1指标体系的综合得分作为区域创新发展指数的代理变量。表1 区域创新发展综合评价指标体系指标名称测度方法指标方向数据来源科技支出占比地方财政科学技术支出/地方财政一般预算支出+中国统计年鉴中国科技统计年鉴万人高校数普通高等学校数/年末常住人口+中国统计年鉴中国教育统计年鉴万人高校教师数普通高等学校教职工数/年末常住人口+中国统计年鉴中国教育统计年鉴教育支出占比地方财政教育支出/地方财政一般预算支出+中国统计年鉴中国教育统计年鉴指标名称测度方法指标方向数据来源每万人在校学生数普通高等学校在校生数/年末常住人口+中国统计年鉴中国教育统计年鉴科技从业人员占比科学研究和技术服务业城镇单位就业人员/城镇单位人员+中国统计年鉴中国科技统计年鉴万人专利授权数国内发明专利授权数量/年末常住人口+中国统计年鉴中国科技统计年鉴文章采用熵权法对表1的指标体系进行综合打分，在熵权法计算过程中首先需要如式（1）和式（2）计算对指标数据进行无量纲化处理，得到ijx，其中 maxjx和 minjx分别代表第j个指标的最大值和最小值，同时采用式（3）和式（4）分别计算权重ij和信息熵je，最后得到权重式（5）中的权重jw。=minmaxminijjijjjxxxxx（1）=maxmaxminjijijjjxxxxx（2）=1ijijmijixx（3）（4）()()=111jjmjjewe（5）2.解释变量（1）教育公平指数（Eeq）采用教育基尼系数来度量地区的教育公平程度，相关数据来自中国就业统计年鉴和各省市的统计年鉴。教育基尼系数的取值范围在01之间，其越接近于0表明该地区教育越公平，越接近于1表明该地区教育越不公平。因此，本文采用教育基尼系数的倒数作为区域教育公平（续表）-9-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究指数的代理变量，其中教育公平指数越高，表明该地区的教育越公平。（2）劳动力资源错配指数（LM）随着我国的经济增长由“粗放式”向“集约式”转变，需要不断地通过技术创新提高有限资源的使用效率。但技术创新具有周期性和不确定性，因而，在研发伊始需要高昂的成本，从而违背市场的短期逻辑，阻碍研发的进展。在这一过程中，资源和要素的优化配置尤为重要。就劳动力而言，假如高素质创新人才与其从事就业岗位之间存在错配关系就会阻滞区域技术的进步和提高，从而阻碍整个区域的经济社会发展，而不合理的户籍制度、政府干预和市场失灵都会影响到劳动力要素价格扭曲，使该价格的扭曲程度即可代表劳动力资源错配的程度和水平。劳动力资源错配描述了劳动力的无效配置程度，参考已有研究，43,44构建劳动力要素错配模型（6）对其进行测度，其中，it代表i地区t时期的劳动力资源的错配程度，itY 代表实际产出水平，itL 代表i地区t时期配置的劳动力资源，it代表劳动力资源的产出弹性。其中劳动力资源配置采用20072019年中国大陆30个省份年末三次产业从业人数，而劳动力资源的产出弹性则通过索洛余值法测得，45相关数据来自中国统计年鉴和各省市的统计年鉴。不论是劳动力资源配置不足（1it）还是劳动力资源配置过度（1it），均属于资本错配。因此，为得到绝对的劳动力资源错配指数，参考已有研究构建模型（7），46采用itLM 作为劳动力资源错配指数的代理变量。()=1116/(/)(/)nititiitnnititititiiLLYY（6）=1ititLM（7）3.控制变量除核心解释变量之外，还有许多因素能够影响区域创新发展，在区域R&D活动中，金融市场和资本市场的发展和健全度能够决定创新主体进行创新活动的融资效率和资金规模，从而影响区域创新发展。此外，政府决策行为和市场机制分别作为“看得见的手”和“看不见的手”实现创新资源的配置和干预创新活动的进行，从而也可能会对区域创新发展有一定的影响。综合上述考虑，引入金融发展指数（FD）、资本错配指数（CM）、财政分权指数（FDA）和市场化指数（Market）作为分析的控制变量，以规避实证分析中可能存在的遗漏变量导致的内生性。（1）金融发展指数（FD）采用年末存贷款余额与当年实际GDP的比值作为该地区当年的金融发展指数，相关数据来源于 中国金融统计年鉴。（2）资本错配指数（CM）资本错配指数的测度方法同劳动力资源错配，相关数据来源于中国统计年鉴及各省市的统计年鉴。（3）财政分权指数（FDA）参考已有研究中对财政自由度的分权测度方法对区域财政分权进行测度，47即：预算内财政收入/预算内财政支出。相关数据来源于中国统计年鉴及各省市的统计年鉴。（4）市场化指数（Market）将樊纲、王小鲁的中国分省市场化指数报告中的市场化指数综合得分值作为控制变量市场化指数的控制变量。4.变量描述性统计表2报告了20072019年中国大陆30个省份的被解释变量、核心解释变量和控制变量的描述性统计结果。表2 变量的描述性统计变量含义均值方差最小最大ID创新发展指数0.1450.0970.0630.772Eeq教育公平指数5.0280.5863.4256.410LM劳动力资源错配指数0.3400.3710.0012.508FD金融发展指数2.9851.1351.2888.131CM资本错配指数0.2550.1940.0011.547-10-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究变量含义均值方差最小最大FDA财政分权指数0.5080.1940.1480.951Market市场化指数6.4991.8992.06711.639样本N=390时期20072019年度5.空间权重矩阵采用中国大陆30个省份的经济地理空间权重矩阵作为进行空间计量分析的空间权重矩阵，经济地理空间权重矩阵能够描述空间区域之间的经济和地理联系，其矩阵中的元素值越大，代表区域之间的经济和空间上的联系越紧密，经济地理空间权重矩阵的构建方法如下。首先需要构建邻接地理空间权重矩阵，构建公式如式（8），式中niw 为邻接地理空间权重矩阵，其后将邻接地理空间权重矩阵乘以对角元素为对应地区的人均GDP占全部地区人均GDP比重值的对角矩阵E，即可得经济地理空间权重矩阵niw，其过程表达式如式（9）和式（10），式中，=1 2,.,i iny代表报告期内i地区年均人均GDP，y 代表报告期内所有区域年均人均GDP。表3 模型1参数估计结果（1）ID（2）ID（3）ID（4）ID（5）IDEeq0.0336*0.0331*0.0300*0.0291*0.0283*（5.88）（5.97）（5.54）（5.38）（5.16）LM-0.0702*-0.0776*-0.102*-0.0979*-0.0966*（-6.18）（-6.99）（-8.50）（-8.10）（-7.96）FD-0.0189*-0.0169*-0.0174*-0.0172*（-4.83）（-4.40）（-4.56）（-4.51）CM-0.0432*-0.0405*-0.0403*（-4.64）（-4.33）（-4.31）FDA-0.0666*-0.0655*（-2.17）（-2.13）Market0.00225（1.05）_cons0.406*0.538*0.568*0.633*0.614*（11.01）（11.95）（12.85）（11.92）（10.93）（8）（9）=nniiWwE （10）三、模型检验与数据分析（一）固定效应模型分析构建固定效应模型以规避传统最小二乘估计中对“个体效应”和“时间效应”的忽视，并以此来初步验证H1和H3的假说，表3报告了其参数估计结果。表中教育公平指数（Eeq）的系数在不同数量的控制变量控制下分别为0.0336、0.0331、0.0300、0.0291和0.0283，且均通过了1%的显著性水平检验，表明教育公平对区域创新发展具有显著的正向影响，由此充分验证了（续表）-11-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究教育公平的人力资本扩展效应和收入分配效应的存在，初步证明了H1假说的正确性。劳动力资源错配指数的系数分别为-0.0702、-0.0766、-0.102、-0.0979和-0.0966，且均在1%的水平下显著，表明劳动力资源错配对区域创新发展具有显著的抑制作用，充分验证了H3假说的正确性。（二）空间计量模型分析1.空间适用性检验空间计量模型的设定需要首先验证其适用性，即讨论核心变量在空间上的集聚状况及其空间自相关性，由此借鉴已有研究，48构建了全局Moran指数公式如式（11）。，=1NiixxN，()=221NiixxsN（11）针对20072019年度核心变量教育公平指数（Eeq）、劳动力资源错配指数（LM）和区域创新发展指数（ID）分别求取全局Moran指数，核心变量的全局Moran指数在报告期内均通过了显著性检验，表4报告了20072019年被解释变量区域创新指数（ID）的全局Moran指数，图1则报告了2007年和2019年的被解释变量区域创新发展的（ID）的Moran散点图。表4和图1均充分验证了本文构建空间计量模型分析核心变量空间效应的合理性和适用性。表4 20072019年区域创新发展指数（ID）全局Moran指数年份全局Moran s IP值年份全局Moran s IP值20070.156*0.00020140.096*0.00020080.124*0.00020150.081*0.00020090.093*0.00020160.066*0.00120100.093*0.00020170.068*0.00120110.095*0.00020180.060*0.00220120.099*0.00020190.043*0.01120130.103*0.000tstatisticsinparentheses*p0.10，*p0.05，*p0.01.2.空间计量模型的识别、选择和检验在进行了空间适用性检验之后，需要在空间自回归模型（SAR）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）中识别和选择出适合于本文分析的空间计量模型，并对其适用性进行进一步检验。采用LeSage等的方法，49通过构建残差的拉格朗日乘子（LM）和稳健形式的该统计量（RobustLM），检验模型在经济地理空间权重矩阵下是否具有空间自相关性，并确定该用何种模型作为本研究的分析模型。其后，通过Hausman检验以检验在模型中固定效应和随机效应的适用性，并通过LR检验在时间固定效应、空间固定效应和时空双固定效应中选择合适的固定效应进行模型构建，相关的识别和检验结果如表5所示。表中LM统计量和稳健形式的LM统计量均通过了对空间自回归模型和空间误差模型的检验，表明应当使用二者的一般形式空间杜宾模型。同时Hausman检验和LR（1）ID（2）ID（3）ID（4）ID（5）ID时间效应是是是是是个体效应是是是是是NR23900.9543900.9563900.9563900.9563900.957tstatisticsinparentheses*p0.10，*p0.05，*p0.01.（续表）-12-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究检验结果表明应当构建具有固定效应和时空双固定效应的空间计量模型。此后，通过Wald检验和LR检验来再次验证空间自回归模型、空间误差模型和空间杜宾模型的适用性，检验结果表明空间杜宾模型为最佳，且空间杜宾模型不会退化为空间自回归模型和空间误差模型。表5 空间计量模型的识别、选择和检验统计量数值P值LMtestnospatiallag43.811*0.000RobustLMtestnospatiallag27.333*0.000LMtestnospatialerror31.571*0.000RobustLMtestnospatialerror15.093*0.000Hausmantest51.07*0.0000LRtestforTime800.12*0.0000LRtestforInd48.36*0.0000WaldtestforSAR19.39*0.0001WaldtestforSEM20.41*0.0000LRtestforSAR53.77*0.0000LRtestforSEM42.80*0.0000tstatisticsinparentheses*p0.10，*p0.05，*p0.01.3.空间杜宾模型回归分析综合上述检验和选择，基于经济地理空间权重矩阵，采用具有固定效应和时空双固定效应的空间杜宾模型作为分析模型，并以此验证假说H1H4，模型的参数估计结果如表6所示。表中空间自回归系数分别为-0.686、-0.727、-0.353、-0.449、-0.418，可见区域创新发展基于经济地理空间权重矩阵具有显著的负向空间溢出效应，其原因可能在于当前我国的区域间创新发展存在对创新资源的争夺，难以形成区域协调发展机制。教育公平指数（Eeq）的主效应系数在不同数量控制变量的控制下分别为0.0313、0.0311、0.0269、0.0258和0.0232，且均通过1%的显著性水平检验；同时，劳动力资源错配指数（LM）的主效应系数分别为-0.0818、-0.0834、-0.0935、-0.0777和-0.0713，且也在1%的水平下显著。教育公平指数（Eeq）和劳动力资源错配指数（LM）的主效应系数参数估计结果和固定效应模型参数估计结果基本一致，表明研究结论具有可靠性，且再一次验证H1和H3的假说。W*Eeq的系数参数估计结果分别为0.0865、0.112、0.159、0.129和0.119，且均通过了1%的显著性水平检验，表明教育公平对区域创新发展具有显著的空间正向传导作用，可见基于经济地理空间权重矩阵，教育公平的涓滴效应十分明显，并能够促进区域创新协同发展，验证了H2假说的正确性。而W*LM的系数则为-0.136、-0.0946、0.178、0.225、0.242，均通过了显著性检验，其系数随着模型控制变量控制数量的增多和R2的变大由负变正，可见劳动力资源错配对区域创新发展的空间传导作用在模型解释力度较强的情况下显著为正，表明劳动力资源错图1 2007年和2019年区域创新发展指数（ID）Moran散点图-13-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究表6 空间杜宾模型参数估计结果（1）ID（2）ID（3）ID（4）ID（5）IDMainEeq0.0313*0.0311*0.0269*0.0258*0.0232*（6.34）（6.55）（5.68）（5.64）（5.01）LM-0.0818*-0.0834*-0.0935*-0.0777*-0.0713*（-7.55）（-7.96）（-8.08）（-6.57）（-5.96）FD-0.0183*-0.0176*-0.0191*-0.0179*（-5.38）（-5.18）（-5.78）（-5.41）CM-0.0332*-0.0331*-0.0323*（-4.06）（-4.14）（-4.08）FDA-0.0696*-0.0679*（-2.51）（-2.47）Market0.00330*（1.79）WxW*Eeq0.0865*0.112*0.159*0.129*0.119*（2.85）（3.73）（5.00）（4.12）（3.78）W*LM-0.136*-0.0946*0.178*0.225*0.242*（-2.68）（-1.86）（2.34）（3.01）（3.25）W*FD-0.01430.0158-0.001480.00237（-0.89）（0.93）（-0.09）（0.14）W*CM0.213*0.234*0.235*（4.86）（5.44）（5.50）W*FDA-0.690*-0.709*（-4.20）（-4.34）W*Market0.0349*（2.78）时间固定效应是是是是是地区固定效应是是是是是Spatialrho-0.686*-0.727*-0.353*-0.449*-0.418*（-4.63）（-4.91）（-2.17）（-2.76）（-2.57）Variancesigma2_e0.000267*0.000247*0.000241*0.000225*0.000221*（16.29）（16.61）（14.87）（15.28）（15.17）N390390390390390R20.0890.2510.0860.2400.128tstatisticsinparentheses*p0.10，*p0.05，*p0.01.-14-教育公平、劳动力资源错配对区域创新发展的作用机制研究配对区域创新发展存在一定显著性水平的空间挤出效应，即劳动力资源错配对区域创新发展的扭曲作用挤出了大量的创新资源，尤其是人力资本被挤出，从而促进了其他区域创新发展。4.扩展分析鉴于我国东部地区和中西部地区存在的不同经济社会发展情况和特征，变量之间作用的总体效应和空间效应可能会存在一定的空间异质性，因而将全样本分为东部地区和中西部地区两大分样本，并重新进行参数估计，以研究教育公平和劳动力资源错配在不同地理分区中对区域创新发展存在的作用机制。为了增强模型的解释性并且限于篇幅，仅在表7报告中加入全部控制变量之后的空间杜宾模型参数估计结果。表中东部地区的主效应和教育公平的空间溢出效应系数和全样本情况下的参数估计结果显著一致，而劳动力资源错配的空间溢出效应并不显著，可见东部地区劳动力资源错配对区域创新发展的跨区域影响明显减弱，原先存在的空间挤出效应消失。可能的原因在于东部地区之间的发展水平相对均衡，区域间的人力资本收入水平相差不大，且工资水平普遍较高，导致工资水平的提升对人力资本的边际效用较小，高质量人力资本和创新主体对追求更高收入的需求弹性较小，跨区域流动所要支付的成本要高于工资水平的提升，因而，劳动力资源错配对区域创新资源尤其是人力资本的挤出作用有限。中西部地区的创新发展空间自回归系数不显著，表明中西部地区的创新发展进程滞后，创新发展成效并不显著，因而无法形成显著的跨区域影响机制。同时，中西部地区教育公平的主效应也不显著，表明中西