人力资本积累与地区经济增长的联动关系分析.docx

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人力资本积累与地区经济增长的联动关系分析

人力资本积累与地区经济增长的联动关系分析

胡永远

2012-3-298:

52:

51　　来源：

《中国人口资源与环境》2011年第12期

　　摘要：

人力资本积累与地区经济增长差距的关系问题，是国内外理论界关注的焦点之一。

为什么中国的地区经济增长在经济转型期20世纪80年代呈现收敛而90年代后发散?

人力资本究竟是怎样作用于经济增长的?

已有的经验研究没有考虑人力资本积累自身的收敛性，因而没有考虑到人力资本积累与地区经济增长的联立互动关系。

本文采用三阶段最小二乘法（3SLS）估计了中国地区经济增长与人力资本增长的联立模型，结果表明，人力资本积累存在自身收敛性，人力资本增长率与地区经济增长率存在同向变化特征；同时，人力资本水平对地区经济增长存在直接发散和间接收敛双重效应，欠发达地区较高的人力资本增长率是导致20世纪80年代地区经济增长收敛的一个重要因素。

因此，加大欠发达地区的人力资本投入，促进人力资本积累，对于缩小地区间经济增长差异具有十分重要的意义。

　　关键词：

人力资本，地区增长收敛，联立模型

　　改革开放以来，中国经济出现了持续快速发展，但地区经济差距也非常显著，因此，探索地区经济增长差异成为理论和实践部门共同关注的一个重要课题。

新经济增长理论揭示了人力资本是地区经济增长差异的源泉，认为人力资本既具有导致经济增长差异的发散效应，又具有促进落后经济体加速技术模仿和吸收的收敛效应。

但所有的经验研究，虽然发现了地区经济增长差异的条件收敛，却忽视了人力资本增长与经济增长的联立互动，忽视了人力资本自身的收敛，因此，难以准确把握人力资本作用的完整机理，也难以准确测度地区经济增长的收敛程度。

本文试图在三个方面有所贡献：

一是检验人力资本增长与经济增长的联动关系是否成立；二是重新估计人力资本对经济增长的综合效应，即发散与收敛效应；三是重新估计地区经济增长的条件收敛速率。

　　1文献综述

　　长期以来，各国间经济增长差异一直是经济学家们所关注的一个重要问题。

新古典经济增长理论在资本边际报酬递减假设下，得出了经济增长必将收敛或趋同的结论。

而经济发展的现实表明，各国间经济增长差异不仅没有缩小，反而有进一步扩大趋势。

　　新经济增长理论认为，人力资本是各国经济增长差异的源泉，也是导致经济增长发散的一个重要因素。

Lucas认为，正是人力资本的正外部性，导致各国经济增长差异和增长发散[1]；而Romer则强调，人力资本可以通过技术进步这一中介促进经济增长，从而解释了各国经济增长的发散[2]。

但另一方面，新经济增长理论也可以推演出人力资本自身的收敛性。

根据劳动力需求理论，技能型劳动力与物质资本是互补性要素[3]，这样，在Lucas的两部门模型中，我们可以将人力资本增长方程扩展成Jones的形式，即假设人力资本的增长不仅取决于人力资本存量自身，也取决于物质资本存量[4]；在平衡增长路径上，人力资本变量的指数必然小于1。

也就是说，单纯看人力资本的增长，它是规模报酬递减的，即自身收敛。

在这一前提下，落后经济体通过低成本的技术模仿，可能赶超发达经济体，实现经济增长的收敛[5]。

　　经验研究方面，经济学家们主要关注于经济增长的收敛性估计。

Barro对98个国家的截面数据分析表明，绝对收敛不存在，但条件收敛存在，收敛速度约为2%；而且，初始人力资本对经济增长率的系数显著为正，表明人力资本是经济发散的重要因素[6]。

而Mankiw等估计的条件收敛速度为1.4%[7]。

同时，许多学者注意到，人力资本对中国地区经济差距的影响，在20世纪80年代和90年代表现出了极大的不同。

首先，20世纪90年代以前中国地区经济增长呈现收敛趋势[8-9]，但90年代以后则迅速发散[10-11]；其次，中国地区经济呈现条件收敛特征，初始人力资本与经济增长呈显著正相关[12]。

由于东部地区的初始人力资本存量更大，这意味着人力资本对地区经济增长具有显著的发散效应。

然而，也有部分学者否定地区经济增长的收敛性，或者只承认存在“俱乐部收敛”即区域内的收敛[13-14]。

　　总之，已有文献揭示了人力资本对地区经济增长差异的影响，对于我们理解地区经济增长差异提供了理论分析框架。

然而，已有研究的最大局限在于，尽管理论上对人力资本的作用和特征解释是全面的，但几乎所有的经验研究却只估计了人力资本对经济增长的单向影响，忽视了人力资本增长与经济增长之间的联动性，也忽视了人力资本自身的收敛性；这样，就只考虑了人力资本对经济增长的发散效应，没有同时考虑其收敛效应。

因此，也就不能在估计模型的同时，正确地回答：

为什么中国地区经济在20世纪90年代前是收敛而90年代后发散?

人力资本究竟是怎样作用于经济增长的?

尽管也有部分学者解释了不同类型人力资本对经济增长的作用机制[15]，但也没有与地区经济增长收敛直接相联。

　　2模型、方法与数据生成

　　2.1模型设定

　　已有研究估计的经济增长模型沿袭Barro[6]的方法，设定为：

　　Dyt=F（Yt-τ，Ht-τ，S）

（1）

　　其中，Dyt是t期的人均收入增长率，Yt-τ是（t-τ）期的初始人均收入水平，Ht-τ是（t-τ）期的初始人力资本存量，S是控制变量。

　　前面的分析表明，人力资本与经济增长之间存在联立互动关系，不仅要考虑到初始人力资本对经济增长的影响，也要同时考虑到人力资本增长对经济增长的影响，因此，本文将估计模型设定为：

　　Dyt=α0+α1Yt-τ+α2Ht-τ+a3Dht+ГSt+μ1

（2）

　　Dht=β0+β1Yt-τ+β2Ht-τ+β3DYt-τ+θTt+vt（3）

　　其中，方程

（2）是人均收入增长方程，Dht表示t期的人力资本增长率，St是控制变量。

α和Г是待估计参数，μt是随机误差项。

方程（3）是人力资本增长方程，其中，Tt是控制变量，β、θ为待估参数，v为随机扰动项。

其他变量的解释与方程

（1）相同。

　　2.2估计方法

　　由经济增长方程

（2）和人力资本增长方程（3）构成一个联立模型。

对这一联立模型，本文采用系统估计法即三阶段最小二乘法（3SLS）估计，以消除异方差和随机扰动项μ和v跨方程相关。

同时，为了对比，就单一方程采用普通最小二乘法（OLS）估计。

　　求解联立模型

（2）和（3），可得到简化式模型的参数。

这些参数反映初始人均收入水平和初始人力资本水平对未来经济增长及人力资本积累的作用路径。

　　2.3变量生成及数据处理

　　方程

（2）和（3）中各变量数据如不另作说明，均来自相应各年统计年鉴及《新中国五十年统计资料汇编》。

人均收入水平Yt用各地人均实际GDP代表。

用该地区GDP指数（按1990年不变价）将名义值换算成实际值。

　　人力资本指标Ht的生成。

依据崔玉平[16]和胡永远[17]的方法，本文采用6岁及6岁以上人口的受教育程度来衡量（1982年数据来自1990年《中国人口统计年鉴》），具体估计如下：

①依据统计资料提供的原始数据计算出各级教育水平的人口比例Ei（i=1，2，3，4分别为小学、初中、高中和大专以上）；②各级教育水平的受教育年限为HEi=TiEi,其中Ti分别为6，3，3和4年；③假定小学、初中、高中和大专以上的教育折算系数Фi分别为1，1.2，1.4和2，则总平均教育年限H=（Фi×HEi）。

　　对于方程

（2）和（3），本文主要考察1982-2003、1982-1990、1990-2003年三个时间段28个省（区）市（西藏、海南、重庆数据缺乏）的增长收敛（或趋异）现象。

这样，对于1982-2003年间，Yt和Yt-τ、Ht和Ht-τ分别代表2003年和1982年各地区的人均收入水平、人力资本水平；Dyt和Dht分别代表1982-2003年间的年均收入增长率和人力资本增长率，Dyt=（Yt/Yt-τ）1/τ－1，Dht=（Ht/Ht-τ）1/τ－1，τ=21；St、Tt代表控制变量，取各年度的算术平均值。

控制变量St依据沈坤荣和马俊[13]以及刘强[14]等人的研究，选取政府消费比例（COC）（各地区政府消费与本地GDP的比值）、对外开放度（OPEN）（各地区进出口总额与GDP的比值）；同时，为权衡各地职工与自由从业人员对产出增长的作用差异，本文选取其他控制变量包括各地职工人数占从业人员比例（LBM），以及地区哑变量（DUM），东部地区（北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东）取1，其他地区取0。

控制变量Tt，选取政府财政支出占GDP比例（FIE）来衡量各地政府对教育的干预程度。

其余年度区间1982-1990，1990-2003的取值定义类似。

　　3估计结果及分析

　　针对联立方程

（2）和（3），我们选取的控制变量确保了模型估计是过度识别的，所以可采用三阶段最小二乘3SLS估计；对于

（2）和（3）单个方程，采用OLS估计。

估计时段分别是1982-2003年、1982-1990年、1990-2003年三个时间段。

结果见表1。

　　表1的第二、三列是采用3SLS对联立方程

（2）和（3）估计的结果；第四、五列是对单个方程进行OLS估计的结果，用于对比分析。

从表1我们可以得到以下结论：

（1）人力资本增长与经济增长之间存在联立互动关系。

除1990-2003年时段外，参数α3和β3在各年段均显著地进入联立方程，且符号均为正，这表明人均收入水平的增长与人力资本增长之间存在着双向互补关系，即联立性。

（2）不仅经济增长存在收敛，而且人力资本增长也存在自身收敛现象。

除了1990-2003年时段以外，Yt-τ对Dyt的系数α1均显著为负，表明经济增长的条件收敛性存在。

而且，在所有时段的估计模型中，Ht-τ对Dht的参数β2＜0，表明初始人力资本存量越高的地区，人力资本增长率越低，即人力资本自身存在收敛。

　　（3）传统估计的经济增长收敛速度大大小于联立模型估计。

以1982-2003年间为例。

按照传统的OLS估计，收敛速率为-0.0029，即0.29%；而按照3SLS联立模型估计，初始收入水平对人均收入增长则具有双重效应：

参数α1=-0.0057是直接收敛效应；另一方面，α3β1=0.0023为正，表明初始收入水平对人均收入增长的间接作用，是对收敛效应的抵消。

综合效应是（（α1+α3β1）/（1-α3β3））=-0.0039，即综合的收敛速率是0.39%。

因此，3SLS联立模型估计的经济增长收敛速率要大于传统的OLS估计，其中，直接收敛效应是OLS估计的近2倍（0.57%/0.29%），综合收敛效应是OLS收敛效应的1.3倍（0.39%/0.29%）。

　　（4）初始人力资本水平对经济增长存在双重效应。

在1982-1990年段，一方面，Ht-т对Dyt的参数α2=6.3330＞0显著为正，这是人力资本对经济增长的直接效应，即发散效应；另一方面，人力资本自身的收敛效应（β2=-0.6133）小于0。

结果是，人力资本对经济增长的综合效应为（（α2+α3β2）/（1-α3β3））=-0.9968，这一效应为负，所以是经济增长的收敛效应。

这表明，中国地区经济增长在二十世纪80年代的收敛，归功于人力资本水平低的欠发达地区具有较高的人力资本增长率，从而抵消并逆转了地区经济增长的发散。

　　4基本结论和政策建议

　　通过以上分析，我们得到几个基本结论：

①人力资本增长与经济增长之间存在联立互动关系。

总体来看，人力资本增长与经济增长之间存在同向变化，三个时段人力资本增长对经济增长的系数显著为正。

②初始人力资本水平对经济增长存在双重效应。

一种是内生经济增长理论预期的直接效应，即经济增长的发散效应；另一种是通过人力资本自身收敛产生的间接效应，是经济增长的收敛效应。

综合效应取决于这两者的合力。

但20世纪80年代中国地区经济增长的收敛，应归功于欠发达地区较高的人力资本增长率。

③忽视人力资本积累与经济增长之间这种联立关系，将会低估人力资本对地区经济增长的收敛作用。

　　因此，加大欠发达地区人力资本投入，促进人力资本积累，对于缩小地区间经济增长差异，具有十分重要的意义。

具体政策建议：

①提高教育水平，重视人力资本积累。

要以《国家中长期教育发展规划纲要》的实施为契机，坚持义务教育以国家财政办学为主，非义务教育则采取政府与社会力量相结合，进一步支持、鼓励和引导社会力量办学。

②提高人力资本运营效率。

必须改革现行的劳动就业制度和收入分配制度，明晰人力资本产权，建立人力资本的市场评价和调节机制。

同时，营造尊重知识、尊重人才的文化氛围，完善人力资本投资的软环境。

　　作者简介：

胡永远，博士，教授，主要研究方向为人力资本理论。

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