人力資本積累、經(jīng)濟增長與區(qū)域差異

1、人力資本積累、經(jīng)濟增長與區(qū)域差異 摘要：基于19902010年我國省級面板數(shù)據(jù)，在控制勞動、資本、對外開放等因素后，采用系統(tǒng)GMM估計方法，實證檢驗了人力資本積累對我國經(jīng)濟增長的影響。全國層面的回歸結(jié)果顯示，人力資本積累對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。分區(qū)域的穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，人力資本對東中西部地區(qū)的經(jīng)濟增長均具有促進作用，但對不同區(qū)域的影響效果存在異質(zhì)性，其中對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用最大，中部地區(qū)次之，最后是東部地區(qū)，表明人力資本的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移有利于促進我國經(jīng)濟增長，同時也有助于縮小我國區(qū)域間的經(jīng)濟差距，實現(xiàn)區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展。 關(guān)鍵詞：人力資本；經(jīng)濟增長；區(qū)域差異；GMM 中圖分類號：F207；

2、F124.1文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1001-8409（2014）01-0049-05 一、引言 改革開放以來，我國經(jīng)濟建設(shè)所取得的成就有目共睹，消費、投資和進出口被認(rèn)為是拉動我國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，而人力資本所起的作用卻被人們所忽視。實際上，隨著我國經(jīng)濟的快速發(fā)展，人力資本對于我國經(jīng)濟發(fā)展的作用愈發(fā)明顯。為此，探討人力資本對經(jīng)濟增長及區(qū)域差異的影響具有重要的理論與現(xiàn)實意義，大量文獻從理論和實證角度研究了人力資本對經(jīng)濟增長的影響。Mincer1和Schultz2的研究表明，人力資本（包括知識、技術(shù)、能力、健康等因素）對經(jīng)濟增長具有重要影響，并探討了人力資本對經(jīng)濟增長的作用機理。Arrow3

3、建立了“干中學(xué)（learning by doing）”模型，把從事生產(chǎn)的人獲得知識的過程內(nèi)生于模型，認(rèn)為人們是通過學(xué)習(xí)而獲得知識的，技術(shù)進步是知識的產(chǎn)物、學(xué)習(xí)的結(jié)果，而學(xué)習(xí)又是經(jīng)驗的不斷總結(jié)，經(jīng)驗來自行動，經(jīng)驗的積累就體現(xiàn)于技術(shù)進步之上。Romer4通過建立競爭均衡模型將技術(shù)進步（知識積累）內(nèi)生化，系統(tǒng)地分析了知識積累與技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的作用，認(rèn)為研究與開發(fā)對經(jīng)濟增長的貢獻有實際價值。Romer5的進一步研究證實了人力資本積累決定經(jīng)濟增長率的觀點。Lucas6用人力資本的溢出效應(yīng)來解釋技術(shù)進步，并認(rèn)為人力資本積累是促進經(jīng)濟增長的重要原因。Mankiw等7將人力資本要素引入到Solow模型中，

4、從理論與實證角度證實了人力資本對經(jīng)濟增長的重要性。此外，不少學(xué)者對人力資本的空間溢出效應(yīng)進行了研究，認(rèn)為人力資本對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)較為明顯89。 國內(nèi)學(xué)者也進行了相關(guān)研究。孫超 、余長林、高遠東等學(xué)者1012的研究表明，人力資本積累有利于促進經(jīng)濟增長。駱永民13研究了人力資本投資效率的經(jīng)濟增長效應(yīng)，結(jié)果表明人力資本投資效率在對經(jīng)濟增長有著顯著貢獻的同時，還存在明顯的空間外溢效應(yīng)和門限效應(yīng)。朱承亮等14考察了人力資本、人力資本結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟增長效率之間的關(guān)系，結(jié)果表明，人力資本和人力資本結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長效率的當(dāng)期作用不明顯，但存在一定的滯后效應(yīng)，并且人力資本結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在區(qū)域差異。汪

5、曲和杜紫嫣15的研究表明，人力資本對TFP具有直接和間接雙重效應(yīng)。已有文獻為本文的進一步研究提供了有益的借鑒，但也存在一些不足。如絕大多數(shù)人力資本對經(jīng)濟增長影響的實證文獻沒有考慮到模型中可能存在的內(nèi)生性問題，從而使模型估計結(jié)果存在偏誤。此外，大多數(shù)研究都是以我國省級數(shù)據(jù)作為樣本，人力資本對我國不同區(qū)域的影響的研究則鮮有涉及。基于現(xiàn)有文獻的不足，本研究以我國31個?。ㄊ小^(qū)）19902010年省級面板數(shù)據(jù)為樣本，重點考察人力資本積累對我國經(jīng)濟增長及地區(qū)經(jīng)濟差距的影響，并分別探討其對我國東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長的不同影響，從而為我國經(jīng)濟發(fā)展實踐提供啟示與借鑒。 二、理論模型設(shè)定及初步的經(jīng)驗觀察 （

6、一）理論模型 為綜合考慮人力資本投資對經(jīng)濟增長的影響，本研究對Mankiw等7的模型進行修正，將人力資本和對外開放引入到模型中，因此，生產(chǎn)函數(shù)可以進一步轉(zhuǎn)化為： Y=K（t）H（t）（OP）（A（t）L（t）1-（1） 其中，L為勞動投入量，K為資本使用量，Y為總產(chǎn)出或總收入，t表示時間，H表示人力資本，OP 表示對外開放，A為綜合要素生產(chǎn)率的增長，又稱“索洛剩余”。 （二）初步的經(jīng)驗觀察 在實證研究之前，本文首先對人力資本與我國經(jīng)濟增長之間的關(guān)系做一些初步的經(jīng)驗觀察。經(jīng)濟增長率用各地區(qū)人均實際GDP增長率來表示，并以1990為基期利用消費價格指數(shù)進行指數(shù)平減，用avg表示。人力資本用高等院校

7、在校學(xué)生數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝诳倲?shù)的比例（hr）來表示。圖1描繪了我國31個?。ㄊ小^(qū)）19902010年面板數(shù)據(jù)的人力資本（橫坐標(biāo)）與經(jīng)濟增長（縱坐標(biāo)）關(guān)系變動的線性趨勢圖。如圖1所示，人力資本與我國經(jīng)濟增長呈正相關(guān)，表明人力資本對經(jīng)濟增長具有促進作用。分區(qū)域來看，東、中、西部地區(qū)東、中、西部地區(qū)采用以下劃分方法：東部地區(qū)包括遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南11個?。ㄊ校┑貐^(qū)，中部地區(qū)包括山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西、吉林和黑龍江8個地區(qū)，剩下12個省份為西部地區(qū)，下同。 人力資本與經(jīng)濟增長均呈正相關(guān)，但三條曲線的斜率明顯不同（詳見圖2、圖3、圖4）。具體來看，西

8、部地區(qū)曲線的斜率最大、其次是中部地區(qū)、最后是東部地區(qū)，表明西部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長作用效果最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最小。三、計量模型設(shè)定 （一）模型設(shè)定 為實證檢驗人力資本積累對我國經(jīng)濟增長的影響，同時考慮其他因素的影響，根據(jù)式（1），并結(jié)合動態(tài)面板模型的特點，建立如下回歸方程： Yit=A+1Lit+2Kit+3HRit+4OPit+ui+it（2） 相應(yīng)地，考慮內(nèi)生性的動態(tài)面板模型可設(shè)定為： Yit=A+1Yi，t-1+2Lit+3Kit+4HRit+5OPit+ui+it（3） 其中，Y為被解釋變量，下標(biāo)i代表省際截面單元，t表示年份，L、K、HR、OP為解釋變量，分別表示勞動、資

9、本、人力資本和對外開放。ui用于控制不同省份的固定效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響，為隨機擾動項，i為待估參數(shù)。 （二）變量定義 我國幅員遼闊，各省域的經(jīng)濟總量、人口規(guī)模等總量指標(biāo)存在較大差距，為使不同地區(qū)的數(shù)據(jù)具有可比性，本研究選取的指標(biāo)以相對指標(biāo)為主。 1.被解釋變量。由于文中使用的解釋變量均為相對指標(biāo)，因此本文用各地區(qū)人均實際GDP增長率來表示經(jīng)濟增長，并以1990年為基期利用消費價格指數(shù)進行指數(shù)平減。 2.勞動力的數(shù)量和固定資產(chǎn)投資是實現(xiàn)一國經(jīng)濟增長的重要因素。勞動力投入用各地區(qū)就業(yè)人員與當(dāng)?shù)乜側(cè)丝谥缺硎?，預(yù)計其對經(jīng)濟增長具有正向影響。投資用各?。ㄊ小^(qū)）全社會固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來

10、表示，用于度量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展對投資的依賴程度。勞動力的質(zhì)量也是影響一國經(jīng)濟增長的重要因素，這里用人力資本積累來反映其對經(jīng)濟增長的影響。對人力資本的度量方法常用的主要有兩種，一是用高等院校在校學(xué)生數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝诳倲?shù)的比例來表示，二是用各地區(qū)的平均受教育年限表示，本文采用前一種方法進行度量。對外開放用各地區(qū)進出口貿(mào)易總額占GDP的比重來表示。由于進出口貿(mào)易總額是用美元表示的，本文根據(jù)美元兌換人民幣年平均匯率進行折算得到。 （三）數(shù)據(jù)來源說明 本研究以19902010年我國省級層面數(shù)據(jù)為樣本，面板數(shù)據(jù)包括31個截面單元21年的時間序列數(shù)據(jù)，共計651個樣本觀測值。為保持樣本數(shù)據(jù)的一致性，如無特別說明，文

11、中數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒和新中國60年統(tǒng)計資料匯編。對各變量的描述性統(tǒng)計見表1。文中的所有數(shù)據(jù)處理均在STATA.11軟件中完成。 （一）初步估計結(jié)果 表2給出了人力資本對經(jīng)濟增長影響的初步估計結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗，表2中4個模型應(yīng)采用固定效應(yīng)模型進行估計。模型1為僅考慮人力資本與經(jīng)濟增長關(guān)系的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，人力資本積累對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響。模型2、模型3、模型4是在模型1的基礎(chǔ)上分別加入資本、勞動、對外開放等變量。結(jié)果顯示，人力資本在所有回歸方程中系數(shù)均為正，并在1%的水平上顯著，表明人力資本積累對經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用。 （二）考慮內(nèi)生性的動態(tài)面板估計結(jié)果 內(nèi)生

12、性是宏觀經(jīng)濟研究中較為常見且棘手的問題，內(nèi)生性的存在會導(dǎo)致模型估計結(jié)果發(fā)生偏誤。這里采用常用的Durbin-Wu-Hausman檢驗方法對模型中的內(nèi)生性進行檢驗，其原假設(shè)為模型中的解釋變量都是外 下同 生的。Durbin-Wu-Hausman檢驗統(tǒng)計量為39.3，應(yīng)該拒絕原假設(shè)，表明本文所設(shè)定的模型確實存在內(nèi)生性問題。因此，采用系統(tǒng)GMM方法對模型進行再估計，并將解釋變量的一階滯后項作為其工具變量，以盡可能地減少模型估計誤差。表3中最后三行報告了GMM估計有效性的檢驗結(jié)果，AR（2）和Sargan檢驗值的伴隨概率值均大于0.1，表明所有工具變量均有效，擾動項也不存在二階自相關(guān)，說明表3中模型采

13、用系統(tǒng)GMM方法進行參數(shù)估計是有效性的。 模型1僅考察了勞動力和固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果顯示，勞動力和固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有正向影響，并都通過了顯著性檢驗。模型2將對外開放變量引入到模型中來，結(jié)果顯示，對外開放變量系數(shù)為負(fù)，并通過10%顯著性水平上的檢驗，表明對外開放程度對經(jīng)濟增長具有抑制作用。模型3將人力資本變量引入到模型中，結(jié)果顯示，人力資本變量系數(shù)為257.7，并在1%的顯著性水平下顯著為正，表明人力資本積累對經(jīng)濟增長具有促進作用，具體而言，高等院校在校學(xué)生數(shù)與當(dāng)?shù)厝丝诳倲?shù)的比例提高0.01個單位，將促進人均實際GDP增加2.577。此外，固定資產(chǎn)投資變量系數(shù)顯著為3.01

14、7，并在10%的顯著性水平上顯著，表明固定資產(chǎn)投資與GDP的比例增長0.01個單位，將促進人均實際GDP增加0.0302。對外開放對經(jīng)濟增長具有負(fù)向影響，并通過了顯著性檢驗。勞動力的影響為正，但不顯著。比較表3中模型3和表2中模型4可知，表3中人力資本變量系數(shù)變小了，說明內(nèi)生性問題導(dǎo)致靜態(tài)面板模型估計產(chǎn)生了明顯的向上偏倚，即高估了人力資本對經(jīng)濟增長的促進作用。 （三）穩(wěn)健性檢驗 考慮到我國東、中、西部地區(qū)人力資本和經(jīng)濟發(fā)展水平所呈現(xiàn)出的較大差異，為使模型估計結(jié)果更具穩(wěn)健性，本部分將分別檢驗人力資本積累對我國東部、中部和西部地區(qū)經(jīng)濟增長的作用效果。由于將被解釋變量一階滯后變量作為其工具變量，加上

15、分區(qū)域回歸模型中樣本量本來就較少（如中部地區(qū)只有8個省際單元），所以分區(qū)域回歸采用固定效應(yīng)或隨機效應(yīng)模型進行估計，回歸結(jié)果詳見表4。 回歸結(jié)果顯示，東、中、西部地區(qū)回歸結(jié)果中，人力資本變量系數(shù)分別為202.7、504.4和619.3，并都通過了1%顯著性水平的顯著性檢驗，表明人力資本對東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長均具有促進作用，這與全國層面的回歸結(jié)果相一致，但人力資本對經(jīng)濟增長的作用效果存在區(qū)域差異。具體來看，西部地區(qū)人力資本變量系數(shù)最大，中部地區(qū)次之，最后是東部地區(qū)，表明西部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)最大，其次是中部地區(qū)，東部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)最小。從分區(qū)域的回歸結(jié)果可知，

16、積極引導(dǎo)人力資本在我國區(qū)域間的合理流動具有重要的現(xiàn)實意義。通過制定相應(yīng)的政策措施引導(dǎo)高端人才從東部地區(qū)向西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，由于西部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)要大于東部地區(qū)，因此這種人力資本的轉(zhuǎn)移有利于促進我國經(jīng)濟增長；另一方面，也有利于縮小我國區(qū)域間的經(jīng)濟差距，實現(xiàn)區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展。 五、研究結(jié)論及啟示 本文以19902010年我國省級面板數(shù)據(jù)為樣本，在控制勞動、資本、對外開放等因素后，通過建立靜態(tài)和動態(tài)面板模型，實證研究了人力資本對經(jīng)濟增長的影響，并分別檢驗了人力資本對東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不同影響。全國層面的回歸結(jié)果顯示，人力資本積累對經(jīng)濟增長具有正向影響，這與已有文獻的大多數(shù)研究結(jié)論

17、相一致。此結(jié)論的實際意義在于：為保持我國經(jīng)濟的持續(xù)快速增長，增加教育支出、提高人力資本水平是關(guān)鍵。此外，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟增長具有顯著的正向影響，對外開放對經(jīng)濟增長具有顯著負(fù)向影響，勞動力的影響為正，但不顯著。 分區(qū)域的穩(wěn)健性檢驗發(fā)現(xiàn)，人力資本對東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長均具有促進作用，這與全國層面的回歸結(jié)果相一致，但人力資本對經(jīng)濟增長的作用效果存在區(qū)域差異。具體來看，西部地區(qū)人力資本變量系數(shù)最大，中部地區(qū)次之，最后是東部地區(qū)，表明西部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)最大，其次是中部地區(qū)，東部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟增長的邊際效應(yīng)最小。此結(jié)論的實際意義在于：高端人才的跨區(qū)域轉(zhuǎn)移一方面有利于促進我國經(jīng)

18、濟增長，另一方面，也有利于縮小我國區(qū)域間的經(jīng)濟差距，實現(xiàn)區(qū)域的協(xié)調(diào)發(fā)展。改革開放以來，東部沿海地區(qū)地理區(qū)位優(yōu)勢明顯，國家宏觀政策上也提供了諸多便利，使東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平要明顯高于中西部地區(qū)，在此背景下，政府應(yīng)當(dāng)給予中西部地區(qū)更為寬松和優(yōu)越的人才政策，通過實行差別化的人才政策，引導(dǎo)高端人才向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，逐步縮小區(qū)域間的經(jīng)濟差距。 參考文獻： 1Mincer J. Investment in Human Capital and Personal Income Distribution J.Journal of Political Economy， 1958，66（4） ：281-302.

19、2Schultz T W. Investment in Human Capital J. Journal of Political Economy， 1961，51（1）：1-17. 3Arrow K J. The Economic Implications of Learning by Doing J. REVIEW OF ECONOMIC STUDIES， 1962，29（3）：155-173. 4Romer P M. Increasing Returns and Long-Run GrowthJ. The Journal of PoliticalEconomy，1986，94（5）：10

20、02- 1037. 5Romer P M. Endogenous Technological ChangeJ. The Journal of Political Economy， 1990，98（5）：71-102. 6Lucas R. On the Mechanism of Economic DevelopmentJ.Journal of Monetary Economics，1988（22）：3-42. 7Mankiw N G， Romer D，Weil D N. A Contribution to the Empirics of Economic GrowthJ.The Quarterly Journal of