《数量经济技术经济研究》2008年第4期
异质型人力资本对经济增长的作用机制检验
①
刘智勇 胡永远 易先忠
(湖南大学经济与贸易学院)
【摘要】本文对人力资本的作用机制进行了实证研究。研究结果显示:总量人
力资本的尼尔森—费尔普斯式作用机制与联合作用机制得到支持。对异质型人力资本的进一步分析表明,“初等教育”不通过卢卡斯式作用机制、尼尔森—费尔普斯式作用机制与联合作用机制促进经济增长;而“中等教育”、“高等教育”的尼尔森—费尔普斯式作用机制和联合作用机制得到了证实,且后者对技术创新的促进作用大于前者。
关键词 人力资本 经济增长 作用机制
中图分类号 F061.2 文献标识码 A
TestingfortheMechanismofImpactsof
HeterogeneousHumanCapitalonEconomicGrowth
Abstract:ThispaperinvestigatesthemechanismofimpactsofhumancapitaloneconomicgrowthinChina.WefindthataggregatehumancapitalsNelson-Phelpsapproachandunitedapproacharesupported.Furthermore,heterogeneoushumancapitalinfluenceseconomicgrowth
through
different
mechanismofim-pacts.PrimaryeducationdoesnotinfluenceeconomicgrowththroughLucasap-proachandNelson-Phelpsapproachaswellasunitedapproach;whileboththeNel-son-Phelpsapproachandunitedapproachofsecondaryeducationandhighereduca-tionareverified;Moreover,contributionofhighereducationtotechnologicalinno-vationislargerthanthatofsecondaryeducation.
Keywords:HumanCapital;EconomicGrowth;ImpactMechanism
人力资本是保持经济持续增长的重要源泉,这已被各国政府和学者所共识,并成为各国
①
本文得到了国家自然科学基金项目“中国人力资本配置效率问题与公共教育政策调整研究”(70373041)和国家
社会科学基金项目“创新型人力资本的作用机理及实证研究”(06BJL027)资助。作者感谢“WEA/HKEA2005PacificRimConference”匿名审稿人和与会学者美国加利福尼亚大学JackW.Hou教授、威斯康星大学KristenA.Monaco教授的有益评论,以及“中国人力资本投资与区域经济发展国际研讨会”与会学者曾湘泉教授、姚先国教授的建设性意见。当然,文责自负。异质型人力资本对经济增长的作用机制检验·87·大力发展教育的重要理论依据。那么,为什么对人力资本与经济增长关系的经验研究结果存在较大差异?政府应如何权衡各级教育之间的投资?应怎样提高人力资本的配置效率?这些问题的解决将直接影响到人力资本的供给及其作用的发挥,而对人力资本作用机制问题的研究无疑会有助于分析上述问题。基于这一目的,本文利用中国省际面板数据对人力资本的作用机制进行了探讨。一、文献回顾Aghion和Howitt(1998)综合了两种人力资本对经济增长的作用机制,即卢卡斯式作用机制与尼尔森—费尔普斯式作用机制。卢卡斯(Lucas,1988)式作用机制的实质是:人力资本作为生产过程必不可少的直接投入要素,通过其“内在效应”与“外在效应”来促进经济增长。其中,“内在效应”由舒尔茨“正规或非正规教育”形成的人力资本产生,表现为人力资本投资与积累使投资者自身收益递增,因为人力资本投资与积累提高了他们的知识和技能,使他们具有了更高的劳动生产能力;同时,知识、能力提高了经济决策的效率,从而促进了产出的增长。“外在效应”由阿罗的“干中学”形成的人力资本产生,表现为人力资本投资与积累使其他生产要素的收益递增,包括提高人们的平均人力资本存量和物质资本的使用效率。另一方面,按照尼尔森—费尔普斯(Nelson和Phelps,1966)式作用机制,人力资本不是直接作用于经济增长,而是通过“技术进步”这一中介,间接地对经济增长产生作用。
人力资本对经济增长的促进作用体现在两个方面:创新知识(技术)和加速技术的吸收与扩散。其一,人力资本是知识创新的重要源泉,因为任何科学和技术都是由人创造的;同时,知识具有非竞争性特征(Romer,1986),这意味着知识(技术)对他人、社会有外部“溢出效应”,任何个人生产的新知识都能提高整个社会的生产效率,从而保证收益递增的持续增长。其二,人力资本是技术吸收与扩散的必要条件。在其他条件一定的情况下,人力资本存量越大,技术吸收与扩散的速度就越快,从而使新的更好的物质资本发挥更大的作用,促进产出的增长。总之,卢卡斯式作用机制的实质是:人力资本是作为生产过程的直接投入要素来促进经济增长,并不需要其他要素的配合;而尼尔森—费尔普斯式作用机制的实质在于:人力资本是通过“技术进步”这一中介,间接地对经济增长产生作用,或者说,人力资本作用的发挥需要物质资本投资尤其是技术投资的配合。基于上述两种作用机制,通过扩展Benhabib-Spiegel(BS)模型和深入审视基于研发模型(Romer-type)的分析框架,Papa-georgiou(1999)强调人力资本在经济增长中的联合作用机制,即人力资本既作为最终产品生产的直接投入要素又作为技术生产的关键投入品,来促进经济增长。
一些经济学家的实证研究可以用来检验上述作用机制。其中,Barro和Sala-I-Martin(1995)、Mankiw,Romer和Weil(1992)的实证研究支持了卢卡斯式作用机制。Barro和Sala-I-Martin(1995)基于1965～1985年大量国家的样本数据的研究表明,平均教育年限和公共教育支出与经济增长显著正相关;Mankiw,Romer和Weil(1992)用劳动年龄人口中接受中等教育人数的比例作为人力资本积累率的替代指标,证明了人力资本的产出弹性大约为1/3。Benhabib与Spiegel(1994)的研究则支持了尼尔森—费尔普斯式作用机制:全部78个国家的样本数据与26个低收入国家的子样本数据支持人力资本通过技术模仿促进经济增长;26个高收入国家的子样本数据支持了人力资本的技术创新作用;26个中等收入国家的子样本数据对人力资本的技术创新与模仿作用均不支持。正如他们所指出,国家间经济·88·
《数量经济技术经济研究》2008年第4期
增长差异与其说是由于人力资本积累率的差异,不如说是由于影响一国技术创新和追赶发达国家能力的人力资本存量的差异。Islam(1995)基于面板数据的分析表明,人力资本直接解释产出的作用不明显,相反,人力资本显著地影响全要素生产率。Papageorgiou(1999)的研究支持人力资本的尼尔森—费尔普斯式作用机制(技术创新),并首次证实了联合作用机制。MartaCristina,NunesSimIO es(2001)利用Barro和Lee(2000)、Fuente和Domnéch(2000)所使用的人力资本数据,对OECD国家人力资本与经济增长的关系进行研究后,也发现人力资本通过尼尔森—费尔普斯式作用机制(技术模仿)促进经济增长,但卢卡斯式作用机制和基于Papageorgiou(1999)分析框架的联合作用机制未得到证实。而Engelbrecht(2001)则指出,去掉OECD国家数据中某些异常值后,尼尔森—费尔普斯式作用机制与联合作用机制均得到支持。
然而,一方面,已有研究主要侧重于总量人力资本对经济增长的影响及其作用机制,而忽略了对不同类型人力资本作用机制的比较研究。事实上,基于人力资本的异质性特征,不同类型人力资本的作用机制不同,从而对经济增长的贡献也就不同。因此,在人力资本投资中,政府只有了解了各类型人力资本的作用机制,进而明了它们对经济增长贡献大小的变化趋势,才能实现对有限资源的合理配置。这一点对面临财政紧约束条件的中国政府显得尤为重要。我们需要回答各类型人力资本的作用机制怎样?政府究竟应该重点支持哪种类型的人力资本投资?等等,政府在人力资本投资决策中必须考虑这些关键问题。另一方面,上述研究主要基于国别数据,受各国不同情况影响,数据质量会影响到研究结论(Temple,1999;Engelbrecht,2001)。相反,使用一国数据做相关研究可以丰富和发展已有文献。此外,一些中国学者虽然也开始关注不同类型人力资本与经济增长的关系(王金营,2001;叶茂林等,2003),但主要集中于研究它们对经济增长贡献的大小,涉及作用机制的研究不多,且大都以描述性说明为主(姜进章、文祥,1999;杨明洪,2001),少有实证研究。基于这种研究现状,本文利用近年来各省的相关数据对总量人力资本尤其是异质型人力资本的作用机制进行实证研究,并在此基础上引申出更为确切的政策含义。
二、模型与数据
1.模型的设定
基于MartaCristina,NunesSimO es(2001)的研究,我们采用以下三个模型来检验人力资本的作用机制:
模型1 卢卡斯式作用机制检验
将人力资本视为最终产品生产的直接投入要素,则生产函数可设为:
βγ
Yit=AitKαitLitHit
(1)
其中,Ait表示第i省在t时的技术水平;Yit、Kit、Lit、Hit分别表示第i省在t时的总产出、物质资本存量、劳动力投入、人力资本投入;α、β、γ分别表示物质资本、劳动力、
人力资本的产出弹性(以下与此同)。对(1)式两边取对数差分,得到:
log(Yit/Yit-1)=log(Ait/Ait-1)+αlog(Kit/Kit-1)
+βlog(Lit/Lit-1)+γlog(Hit/Hit-1)+εit
模型2 尼尔森—费尔普斯式作用机制检验
把人力资本视为技术创新或模仿的源泉,则生产函数可设为:(2)
异质型人力资本对经济增长的作用机制检验
β
Yit=Ait(Hit)KαitLit
·89·
(3)
其中,技术Ait被内生地给定:
(Ait-Ait-1)/Ait-1=δHit-1+μHit-1(At-1-Ait-1)/Ait-1
平。
将(3)式两边取对数差分,并将(4)式代入①,得到:
log(Yit/Y
it-1
＊
(4)
这里,δ为技术创新参数;μ为技术模仿参数;A＊是技术边界,即最发达省份的技术水
)=α0+(δ-μ)Hit-1+μHit-1(yt＊-1/yit-1)
(5)
+αlog(Kit/Kit-1)+βlog(Lit/Lit-1)+εit
＊
其中,y是人均产出;y代表最发达省份的人均产出。(5)式右边第二项捕捉到人力资本的技术创新作用,第三项捕捉到其技术模仿作用。值得注意的是,这里的人力资
本不是作为最终产品生产的投入要素而是作为技术创新或模仿的源泉进入增长回归方程。
模型3 联合作用机制检验
同时考虑人力资本在最终产品生产和技术生产中的作用,则将生产函数设为:
βγ
Yit=Ait(Hit)KαitLitHit
(6)
对(6)式两边取对数差分,并将(4)式代入,有:
log(Yit/Y
it-1
)=b0+(δ-μ)Hit-1+μHit-1(yt＊-1/yit-1)
(7)
+αlog(Kit/Kit-1)+γlog(Hit/Hit-1)+βlog(Lit/Lit-1)+εit
(7)式右边第二项捕捉到技术创新作用,第三项捕捉到技术模仿作用,第五项反映人力
资本对最终产品生产的作用。该模型刻画出人力资本对经济增长的双重作用,即人力资本既作为最终产品生产的直接投入要素又作为技术生产的关键投入品,来促进经济增长,因此是对卢卡斯式作用机制与尼尔森—费尔普斯式作用机制的联合检验②。
2.指标与数据来源
由于《中国统计年鉴》从1996年才开始系统地公布各省(区)市从业人员文化程度分布百分比,本文只能利用30个省(区)市1996～2004年的相关数据进行回归(重庆计入四川)。为了克服样本不足的问题,本文采用了面板数据(PanelData)的分析方法,并运用Hausman检验来判定固定效应模型和随机效应模型谁更有效。将各省(区)市当年价GDP按其GDP缩减指数缩减,得到真实GDP(1990年不变价);劳动力投入采用各省(区)市从业人员数;模型2与模型3中的人均产出(y)采用真实GDP除以从业人员数得到;最发达省份的人均产出(y＊)以上海市的数值代表。“总量人力资本”采用各省(区)市从业人员人均教育年限替代③;“异质型人力资本”则分别用从业人员中初等、中等(初中、高中、中专)、高等教育程度人口比重代表。所用数据均来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》相关各期。由表1可知,初等教育程度人力资
①②③此处用到:log(Ait)-log(Ait-1)≈(Ait-Ait-1)/Ait-1,并用人均产出衡量技术差距。Engelbrecht(2001)指出,在研究人力资本与经济增长的关系时应更多地关注混合模型。
各教育水平的受教育年限分设为:文盲0年,小学6年,初中9年,高中12年,大学(及以上)16年。
·90·
《数量经济技术经济研究》2008年第4期
本比重有下降趋势,而中、高等教育程度人力资本比重和人均教育年限趋于上升。中等教育程度人力资本比重比初、高等教育程度人力资本之和还要高。高等教育程度人力资本比重最低,至2004年样本均值还只有8.49%。总之,各类型人力资本在省区市之间存在较大差异,最大值与最小值之间相去甚远。
各省(区)市的物质资本存量无法从已有统计资料直接得到。估计方法是:(1)沿袭张军等(2004)的做法,利用固定资本形成总额构建物质资本存量时间序列。(2)1978年物质资本存量的确定。采用Klenow和Rodriguez-Clare(1997)的计算公式:
K1978/Y1978=(I/Y)/(γ+δ+n)
其中,I/Y是1978～2004年间物质资本投资占总产出的平均比重;γ代表1978～2004年间人均产出的平均增长率;δ代表折旧率;n代表1978～2004年间总人口的平均增长率。(3)沿用沈坤荣(1999)的做法,采用各省(区)市的GDP平减指数缩减固定资本形成总额(1990年不变价)。(4)折旧率取5%。沿袭了陈瑜和樊纲(2004)、Hua(2004)的做法。(5)采用永续盘存法估计出1978～2004年物质资本存量序列。相关数据来自《中国统计年鉴》相关各期以及《中国国内生产总值核算历史资料1952～1995》、《新中国五十年统计资料汇编》。各相关变量部分年份的统计描述见表1。
表1
变量GDP(亿元)
30个省区市相关变量的统计描述(部分年份)年份1996200419962004
劳动力(万人)初等教育程度
(%)中等教育程度(%)高等教育程度(%)人均教育年限(%)
1996200419962004199620041996200419962004
均值1313.492938.252603.977248.572047.262210.332.5326.5048.6457.333.848.497.338.54
标准差1035.142480.591885.745654.681414.991622.528.919.4213.5412.953.725.301.501.30
最小值49.81117.39128.73356.69117.7134.896.46.390.50.72.644.01
最大值3899.069187.877201.7721052.765227.96192.946.850.971.27218.92610.8511.13
物质资本(亿元)
人
力资本
注:初等教育程度指小学文化程度;中等教育程度包括初中、高中、中专文化程度;高等教育程度指
大学及以上文化程度。资料来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》相关各期。
三、结果分析
在对模型进行正式回归之前,根据Benhabib和Spiegel(1994)的方法,我们描述了各异质型人力资本对经济增长的作用机制检验
·91·
省区市1996～2004年间GDP对数差分与物质资本存量、劳动力投入、各人力资本变量对数差分之间的散点图,以初步判断经济增长与其它变量之间的相关性。图1表明物质资本对数差分与GDP对数差分之间存在正相关关系;图3、图6显示人均教育年限对数差分、高等教育比重对数差分与GDP对数差分之间几乎不存在相关性(相关系数接近于零);初、中等教育比重对数差分以及劳动力对数差分与GDP对数差分之间(图4、图5、图2)也只存在微弱的负相关关系(相关系数的绝对值小于0.3)。这表明,仅将人力资本简单地视为直接投入要素的模型可能难以捕捉到人力资本对经济增长的作用(对模型1中(2)式的估计结果印证了这一点)。当然,在没有控制其他变量的情况下,这种二元的相关性并不能说明两者之间的真实关系,而且它们也不能说明各变量对经济增长的影响(万广华、张藕香,2006)。因此,我们转而采用回归分析方法,来进一步研究各变量对经济增长的具体作用。
首先,我们对模型1中的(2)式进行估计,以检验卢卡斯式作用机制,得到估计结果见表2。
表2所有模型的回归结果中,物质资本的回归系数为正,且在1%的显著性水平上统计显著,表明它对经济增长具有重要的促进作用。劳动力的回归系数较小,但为正,且达到1%的显著性水平,同样表明它是经济增长的重要驱动因素。模型1中总量人力资本的系数虽为正,但不显著,这表明其卢卡斯式作用机制没有得到支持,该结论与Benhabib和Spie-gel(1994)、Papageorgiou(1999)、MartaCristinaNunesSimO es(2001)的研究相同。模·92·
《数量经济技术经济研究》2008年第4期
型2、模型3、模型4中相应人力资本的系数均不显著,表明各类型人力资本的卢卡斯式作用机制也没有得到支持。可能的解释是:人力资本主要通过技术进步间接地促进经济增长,因此,其一,人力资本对产出的直接作用不明显。其二,将人力资本简单地视为直接投入要素不能准确地刻画生产过程(Nelson和Phelps,1966)。这意味着考虑人力资本技术生产作用的检验模型会更优(Benhabib和Spiegel,1994;Papageorgiou,1999),为此,我们通过估计模型2中的(5)式,对人力资本的尼尔森—费尔普斯式作用机制,即人力资本通过技术进步间接地促进经济增长的作用机制进行了检验。
表2
卢卡斯式作用机制检验———被解释变量:log(Yit/Yit-1)模型1
总量人力资本(FE)
Const.
0.045＊＊＊
(8.16)0.418＊＊＊(9.67)0.081＊＊＊(3.90)0.003(0.25)0.362124010.29
模型2初等教育(FE)0.044＊＊＊
(8.17)0.418＊＊＊(9.69)0.081＊＊＊(3.91)-0.008(-1.00)0.365024031.65
模型3中等教育(FE)0.044＊＊＊
(8.16)0.418＊＊＊(9.68)0.081＊＊＊(3.91)0.004(0.51)0.362824031.00
＊＊＊
模型4高等教育(FE)0.045＊＊＊
(8.21)0.418＊＊＊(9.68)0.081＊＊＊(3.91)-0.001(-0.48)0.362624015.76
log(Kit/Kit-1)
log(Lit/Lit-1)
log(Hit/Hit-1)
R2Obs.Hausman-Test
注:(1)模型1中的H为根据从业人员文化程度分布百分比计算得到的人均教育年限;模型2、模型3、模型4中的H分别为从业人员中相应教育程度人口比重。(2)括号内为t检验值,
性水平。(3)FE表示固定效应模型。
代表1%的显著
从表3中的模型1可以看出,总量人力资本是通过技术创新(Hit-1的系数显著为正)而不是模仿(Hit-1(yt-1/yit-1)的系数为负,且不显著)促进经济增长,这支持了尼尔森—费尔普斯式作用机制。正如Benhabib和Spiegel(1994)、Islam(1995)所指出,人力资本主要不是作为总产出函数的一般投入要素,而是通过影响TFP促进经济增长。模型2表明,初等教育不通过技术创新(Hit-1的系数显著为负)与模仿(Hit-1(yt-1/yit-1的系数不显著)促进经济增长。模型3则显示,中等教育的的Hit-1系数为正,且达到了1%的显著性水平,表明中等教育通过技术创新促进经济增长,而Hit-1(yt＊-1/yit-1)的系数不具统计显著性,表明中等教育不通过技术模仿促进经济增长。模型4的估计结果也表明,高等教育通过技术创新(Hit-1的系数显著为正)而不通过技术模仿(Hit-1(yt＊-1/yit-1)的系数不显著)促进经济增长。这一结果有力地支持了Papageorgiou(1999)的研究结论“R&D活动有赖于中等及中等后教育”。从横向比较来看,高等教育的技术创新系数(0.306)大于中等教育(0.150),这表明高等教育更能促进技术创新,是技术创新的“发动机”。Hua(2004)的研究也表明,高等教育对技术进步有最为显著的正影响。可能的原因是:一方面,中等教育和高等教育能更好地反映一个经济社会潜在的研发人员的数量(Aghion和Howitt,＊
＊
异质型人力资本对经济增长的作用机制检验
·93·
1998),另一方面,教育水平越高,人力资本对新技术的吸收、消化、运用的能力越强,效率越高,从而对技术创新的贡献越大。而初等教育程度人力资本已难以适应现代新技术的要求,以致对技术进步产生了阻碍作用。总之,总量人力资本以及中等、高等教育的尼尔森—费尔普斯式作用机制得到支持,它们都通过技术创新作用于经济增长,这与Benhabib和Spiegel(1994)对高收入国家以及Engelbrecht(1997)、Papageorgiou(1999)的研究结论一致。但本文的研究没有支持人力资本的技术模仿作用,一种可能的解释是:中国存在严重的地方市场分割现象①,这无形中减弱了发达省份对落后省份的技术溢出,表现为地区间的技术扩散对地区生产率增长的拉动作用并不明显,以致于对中国大部分地区而言,并不存在技术上的“后发优势”(窦丽琛、李国平,2004)。相反,技术创新对地区经济发展水平具有较强的解释力(朱勇、张宗益,2005)。在这种背景下,人力资本对技术创新的作用得到凸显。
——被解释变量:log(Yit/Yit-1) 表3 尼尔森—费尔普斯式作用机制检验—
模型1总量人力资本(FE)
Const.
-0.046＊＊＊(-3.22)0.328＊＊＊
(8.08)0.055＊＊＊(2.86)0.014＊＊(5.93)-0.0002(-1.25)0.492524086.00
模型2初等教育(RE)0.067＊＊＊(11.98)0.420＊＊＊
(11.56)0.060＊＊＊(3.10)-0.063＊＊＊(-4.11)-0.002(-1.62)0.42082407.53
模型3中等教育(FE)
-0.014(-1.24)0.350＊＊＊
(8.57)0.065＊＊＊(3.31)0.133＊＊＊(4.70)-0.001(-0.36)0.469124047.52
模型4高等教育(FE)0.032＊＊＊(6.25)0.349＊＊＊
(8.95)0.055＊＊＊(2.92)0.379＊＊＊(4.35)0.001(0.04)0.5126240278.21
log(Kit/Kit-1)
log(Lit/Lit-1)
Hit-1
Hit-1(yt＊-1/yit-1)R2Obs.Hausman-Test
注:(1)模型1中的H为根据从业人员文化程度分布百分比计算得到的人均教育年限;模型2、模型
3、模型4中的H分别为从业人员中相应教育程度人口比重。(2)模型1、模型3、模型4括号内为t检验
＊＊＊＊＊值;模型2括号内为z值;、分别代表1%、5%的显著性水平。(3)FE、RE分别表示固定效应与随机效应模型。
最后,我们利用模型3中的(7)式检验了人力资本的联合作用机制,即人力资本既作为最终产品生产的直接投入要素又作为技术生产的关键投入品,来促进经济增长,结果见表4。
①
1987～1997年期间,中国省际间市场一体化水平已经低于欧盟国家之间的一体化水平(Poncet和Sandra,
2002)。·94·
表4
《数量经济技术经济研究》2008年第4期
联合作用机制检验———被解释变量:log(Yit/Yit-1)模型1总量人力资本(FE)
模型2初等教育(FE)0.092＊＊＊
(10.13)0.400＊＊＊(10.16)0.066＊＊＊(3.43)-0.023＊＊＊(-2.99)-0.171＊＊＊(-6.59)0.005(1.35)0.479424019.21
模型3中等教育(FE)-0.028＊＊
(-2.36)0.342＊＊＊(8.50)0.060＊＊＊(3.11)0.024＊＊＊(3.05)0.171＊＊＊(5.63)-0.003(-1.19)0.492124061.42
模型4高等教育(FE)0.030＊＊＊
(5.81)0.336＊＊＊(8.68)0.049＊＊＊(2.63)0.008＊＊＊(2.70)0.448＊＊＊(5.01)-0.003(-0.20)0.529324017.74
Const.log(Kit/Kit-1)
-0.075＊＊＊
(-4.80)0.309＊＊＊(7.81)0.045＊＊(2.38)0.052＊＊＊(3.92)0.019＊＊(7.26)-0.0005＊＊(-2.57)0.527824059.82
log(Lit/Lit-1)log(Hit/Hit-1)
Hit-1
Hit-1(y
＊
t-1
/yit-1)Adj-R2
Obs.Hasman-Test
注:(1)模型1中的H为根据从业人员文化程度分布百分比计算得到的人均教育年限;模型2、模型3、模型4中的H分别为从业人员中相应教育程度人口比重。(2)括号内为t检验值,1%、5%的显著性水平。(3)FE表示固定效应模型。
＊＊＊＊＊
、分别代表
表4中模型1的结果表明,总量人力资本既通过最终产品生产(log(Hit/Hit-1)的系数为正,且达到了1%的显著性水平),又通过技术创新促进经济增长(Hit-1的系数显著为正)。Hit-1(yt＊-1/yit-1)的系数虽达到了1%的显著性水平,但为负且接近于零,再次表明总量人力资本不通过技术模仿促进经济增长。总之,总量人力资本的联合作用机制得到了证实,这也和Papageorgiou(1999)的研究结论相同。值得注意的是,不同类型人力资本对经济增长具有不同的作用机制。模型2中,log(Hit/Hit-1)的系数显著为负,表明初等教育不通过最终产品生产作用于经济增长,这可能是由于随着经济增长方式的转变和产业结构的升级,资本等要素对与之结合的人力资本有了更高的要求,初等教育程度人力资本与它们的结合降低了其使用效率,同时,初等教育程度人力资本比重越大,越不利于技术进步(本文的研究证明了这一点),从而对经济增长产生了负面影响;Hit-1的系数显著为负,Hit-1(yt-1/yit-1)的系数为正,但不显著,表明初等教育不通过技术创新与模仿促进经济增长,这与前面的研究结论一致。模型3的结果也表明中等教育既通过最终产品生产(log(Hit/Hit-1)的系数为正,且统计显著),又通过技术创新(Hit-1的系数也显著为正)促进经济增长,但不通过技术模仿作用于经济增长(Hit-1(yt-1/yit-1)的系数为负且不显著)。再看模型4,log(Hit/Hit-1)的系数虽为正,且达到了1%的显著性水平,但不具有经济显著性;Hit-1的系数显著为正,表明高等教育主要通过技术创新促进经济增长,但不通过技术模仿作用于经济增长(Hit-1(yt-1/yit-1)的系数不显著)。在联合作用机制检验中,中等教育在＊
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异质型人力资本对经济增长的作用机制检验·95·最终产品生产部门的产出弹性(0.024)大于高等教育(0.008),而其技术创新系数(0.171)要小于高等教育(0.448),这再次表明高等教育是技术创新的源泉。本文认为这与我国经济发展所处的阶段有关。目前我国经济增长主要靠资本投入拉动,产业以劳动密集型为主,产业结构调整正不断深化,在此阶段中,中等教育程度人力资本与资本等要素的结合更为接近生产可能性边界。因此,中等教育在最终产品生产中的作用更为突出,而高等教育的作用主要体现在技术创新上。从总体上看,总量人力资本与中等、高等教育的联合作用机制得到证实。这也从一定程度上证明了混合模型在人力资本作用机制研究中的重要性(Pa-pageorgiou,1999;Engelbrecht,2001)。
四、结论与政策建义
我们的经验结果显示:一方面,总量人力资本的尼尔森—费尔普斯式作用机制(技术创新)与联合作用机制得到证实,表明总量人力资本同时通过最终产品生产与技术创新促进经济增长。另一方面,不同类型人力资本对经济增长的作用机制不同。据此,我们简要提出如下政策建议:
第一,加强人力资本投资,促进我国经济的长期增长。人力资本投资是保持经济长期增长的重要因素,我们的研究发现,总量人力资本的尼尔森—费尔普斯式作用机制与联合作用机制均得到支持;“初等教育”不通过最终产品生产、技术创新或模仿促进经济增长;而“中等教育”、“高等教育”的尼尔森—费尔普斯式作用机制与联合作用机制得到了证实。因此,在财政紧约束条件下,政府一方面要鼓励居民投资人力资本;另一方面应加强公共教育资助,但重点要放在中等教育和高等教育上。通过继续普及和巩固九年制义务教育,大力发展高中阶段教育尤其是高中阶段职业教育,不断减少“初等教育”程度人口比重,提升“中等教育”程度人口比重,以满足我国产业结构升级和经济增长方式转变过程中,最终产品生产部门对更高教育程度人力资本的需求。而“高等教育”发展战略应从以规模扩大求发展向以质量提高求发展转移,突出创新型人才培养目标,以保证建设创新型国家所需的高素质人力资本。
第二,加大制度创新力度,提高人力资本的配置效率。本文的实证分析表明,不同类型人力资本的作用机制不同。其中,“中等教育”既通过技术创新,又通过最终产品生产作用于经济增长;而“高等教育”则主要通过技术创新促进经济增长,且其对技术创新的促进作用大于“中等教育”。因此,在人力资本配置中,要注重提升研发部门高等教育程度人口比重,增加最终产品生产部门的中等教育程度人口比重。如此既有利于我国自主创新能力的增强和最终产品生产部门生产效率的提高,又有助于实现人力资本的有效配置,缓解我国高素质人力资本尤其是创新型人力资本短缺“瓶颈”,从而保证我国经济的持续增长。为此,政府要积极培育全国性、开放性人力资本市场,通过户籍制度改革,打破人才的“部门所有制”等措施,引导人力资本的合理流动,实现“人尽其才”。
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(责任编辑:彭 战;校对:曹 宇)
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