我國人力資本存量、人力資本結構系數對經濟增長的影響
——基于分位數回歸的實證研究

王阿戈 趙平安

（鄭州大學公共管理學院 河南 鄭州 450001）

我國人力資本存量、人力資本結構系數對經濟增長的影響
——基于分位數回歸的實證研究

王阿戈 趙平安

（鄭州大學公共管理學院 河南 鄭州 450001）

本文利用1998年至2008年中國30個省區的《統計年鑒》數據，選取相關指標，對人力資本和人力資本結構系數對我國經濟增長的影響進行了考察。結果表明：人力資本在我國對經濟增長具有顯著的促進作用，人力資本結構系數對經濟增長存在負面影響，物質資本對經濟增長的影響程度呈現下降趨勢。

人力資本存量 人力資本結構 人均GDP 分位數回歸

一、文獻綜述

（一）國外文獻 Murthy（1997）用91個國家1960年至1985年經濟增長率的截面數據進行回歸分析發現，人力資本積累對經濟增長的作用不顯著。Barro和Sala-l-Martin（1995）分別以男性與女性中等教育程度和高等教育程度作為衡量人力資本的指標，采用1965年至1975年87個國家和1975年至1985年97個國家的數據，分析了人力資本對人均GDP增長率的影響，結果表明：男性中等和高等教育程度的回歸系數是顯著的，女性中等教育程度和高等教育程度通過了聯合顯著性檢驗，但其對人均GDP增長率卻有負面影響。在對人力資本與其他經濟增長要素的結構進行研究的過程中，許多文獻針對人力資本與其他經濟增長要素之間的比重結構對于經濟增長產生的作用進行研究。Thomasv.W（2000）的研究成果表明，雖然不少國家的人力資本的積累達到一定水平，但經濟增長的效果卻并不明顯，沒有取得與人力資本增長相應的進步，如前蘇聯、俄羅斯、斯里蘭卡、菲律賓及改革前的越南等。

（二）國內文獻 林毅夫、劉培林（2003）以各省、自治區和直轄市1982年具有小學文化程度人口占總人口的比例作為起始時刻的人力資本存量，分析其對勞均固定資本引起的勞均地區生產總值的年平均增長率及技術水平的提高引致的勞均地區生產總值年均增長效應的影響，結果顯示：人力資本對前者的影響不顯著，對后者的影響雖然顯著，但變量的系數為負，與理論預期相悖。邱冬陽、宋奇成（2008）選用人力資本代替經典C-D函數中的勞動投入，對收集的1978年至2005年重慶市的GDP、固定資產投資和人力資本投入年度數據，運用協整展開人力資本與經濟增長的實證研究，結果顯示：重慶市的經濟增長是典型投資推動型經濟增長，人力資本投入在短期、中期對經濟增長沒有明顯的作用。在分析人力資本結構與經濟增長的關系中，許多學者也進行了卓有成效的研究。如周亞等（2004）認為我國的人力資本結構是一種“小托大式”結構：高技能、高技術勞動力所占比重極小，人力資本分布差異主要表現在結構的分布差異，比如年齡差異和行業差異，其中區域分布差異與該省份的城鎮化水平、人均教育經費投入、擁有的高等院校的個數，以及十萬人擁有的大學生數等指標有較強的相關性。楊俊、李雪松（2007）認為教育不平等將阻礙經濟增長，中國地區間教育不平等已經成為各地區經濟發展差異的重要因素。本文運用了分位數回歸方法，深入探討人力資本、人力資本分布結構對地區經濟增長的影響。

二、研究設計

（一）理論模型選擇分位數回歸方法最早是由Koenker（1978）提出來的。基本思想是區分自變量在條件分布不同位置，因變量的變化程度。從理論上講，分位數回歸是一種基于被解釋變量的條件分布來擬合被解釋的線性函數的回歸方法，是在均值回歸上的拓展，由分位數回歸方法得到的估計系數表示為解釋變量對被解釋變量在特定分位點的邊際效應。本文在此基礎上主要測度人力資本和人力資本結構系數究竟會對經濟增長產生怎樣的影響。在不同的分位點的選取下，就能得到不同的分位數函數。當分位點在（0，1）上變動時，就能得到所有y在x上的條件分布的軌跡，與普通二乘法只能擬合一條曲線不同的是，分位數回歸可以擬合成一簇曲線，普通二乘法只能描述自變量對因變量均值分布的影響，而分位數回歸可以在自變量對不同部分情況下的因變量的分布產生不同影響時清晰地刻畫不同分位數下分布的特征。在研究人力資本和人力資本結構系數對經濟增長的作用時，先利用1999年至2009年《中國統計年鑒》數據所做的兩幅散點圖來判斷它們之間的相關關系見（圖1）。可以看出，人力資本存量與經濟增長存在正相關關系，即人力資本水平越高的地區，經濟發展水平也就越高，存在明顯的趨同性。而人力資本結構系數與人均產出呈負相關，也就是說人力資本結構分布越不平等，人力資本基尼系數越高，經濟增長水平就越低。（圖1）提供一個粗略的判斷，為了更為深入地考察人力資本和人力資本基尼系數對經濟增長的影響大小、方向以及變動趨勢，有待于利用分位數回歸方法進行了更深入的研究。借鑒新經濟增長理論的思想，將研究所用的模型設定為：LnAGDPit=α0+α1LnGhit+α2Lnnit+α3Lnkit+εit（1）;LnAGDPit=β0+β1Lnhit+β2Lnnit+β3Lnkit+εit…（2）。其中，下標i，t分別表示第i個省區和第t年；AGDP是為了真實反映經濟增長所采用的人均國內生產總值；是教育基尼系數，用來反映教育不平等；h是受教育年限用于衡量人力資本水平；n表示勞動力從業人員的環比增長率，用于表示勞動增長率水平；k表示資本存量，用于表示資本形成總額。

（二）指標的選取 為分析人力資本、人力資本結構與經濟增長間的關系，必須對各個變量的指標選擇進行分析與調整。（1）人均產出指標（AGDP）。一般選用按可比價格計算的國內生產總值（GDP）來衡量國民經濟總產出水平，該指標可以直接從官方統計取得。本文收集1998年至2008年GDP基礎數據，并換算為人均產出。（2）物質資本投入指標（k）。物質資本投入量應該是直接或間接構成生產能力的資本總存量。規范的物質資本投入要從全社會各項非消費項目中獲得，由于沒有現成時序數據，需要進行估算。一般處理方法有：一是標準的估算方法“永序盤存法”，即選取某個存量數據較完整的年份為基礎，根據各期的新增投資和各類資產折舊率，可以向前或者向后遞推得到整個考察期資本存量。二是直接采用固定資產投資額來代替。考慮到采用估算法獲得的數據，有很大的個體差異，不便于研究結論的比較；同時本文的研究重點是人力資本、人力資本結構與經濟增長的關系，而不是測算要素貢獻率；加之考慮數據的可得性；所以，本文采取用固定資產投資額來代替的做法。（3）勞動增長率指標（n）。由于勞動也是產出增長的要素之一，所以引入勞動作為控制變量是合適的，在這里一般采用勞動力從業人員的環比增長率，用于表示勞動增長率水平。（4）人力資本存量指標（h）。人力資本存量的度量既可以從產出角度度量，也可以從投入角度度量。前者最常用的方法是勞動者報酬法，即用勞動者得到的平均報酬來間接反映其蘊藏的人力資本，此方法受我國薪金政策影響較大，加之勞動者所具有的人力資本同其在生產中顯示出來的并非一致，故較少使用。后者主要采用受教育程度法。受教育程度是以勞動者受教育程度或受教育年限代表勞動者的人力資本，這是目前使用較為普遍的、也是得到眾多跨國研究結果驗證的替代指標，此方法不僅計算數據準確易得，而且排除了以貨幣計算人力資本投資成本的價格因素的影響。綜合比較后，選用了勞動者平均受教育年限來代表勞動者的人力資本平均存量。根據我國的教育體系，將15歲以上在業人口按教育程度分為5組，分別是大專及以上文化程度人數H1、高中文化程度（含中等職業教育）人數H2、初中文化程度H3、小學文化程度H4、和文盲半文盲人數H5。根據受教育年限，設定各類人員的權數，具體為：文盲半文盲為1，小學為5，初中為8，高中為11，大專及以上為15。最后，通過加權求和得到人力資本總存量。用得到的人力資本總存量除以接受不同級別教育的人數總和即得到人力資本平均存量（勞動者平均受教育年限），用公式表示（3）。（5）人力資本結構指標（Gh）。同收入基尼系數一樣，人力資本分布的不平等性用人力資本基尼系數來衡量，應用受教育年限計算的教育基尼系數即人力資本基尼系數為：Gh=1/2H。其中，H為相應人口平均受教育年數。ni、nj代表既定教育水平中的人口份額；Txi、Txj代表各教育水平的平均累積受教育年數；把xi定義為各教育層次i的平均受教育年數。參考Barro和Lee（2001），Castello和Domenech將受教育水平分成四個層次：文盲（0）、初等教育（1）、中等教育（2）、高等教育（3）。令n=3，m=3，則Tx0=x0=0，Tx1=x1，Tx2=x1+x2，Tx3=x1+x2+x3。將這些恒等式代入上式，得出人力資本基尼系數計算公式如下由公式可知：可以知道，該系數的值在0和1之間。等于0時，表明人力資本總量在各個區域之間的分布是最均勻的，分布差異最小；基尼系數的值越大，表明各區域之間的分布差異越大。

（三）樣本數據來源 研究樣本的起點是1998年，視線窗為1998年至2008年，共11年。在此期間，由于西部大開發以及高等院校連續擴大招生規模，招生人數急劇增加，導致東、中、西部地區人力資本存量、結構顯著性變化。因此，為了減少數據處理中的誤差，尤其是異方差，保證數據的同質同構，本文也遵循慣例，對原始數據分別取自然對數。主要統計變量的性質見（表1）。

圖1 人力資本存量、人力資本結構系數與人均GDP的散點圖

表1 主要變量的統計性質

三、實證結果分析

（一）人力資本基尼系數對經濟增長的影響 首先在個體效應不顯著的零假設條件下，通過建立F統計量對個體固定效應的顯著性進行檢驗，檢驗結果為F（29，297）=105.04，相應的概率P為0.0000，這表明個體固定效應非常的明顯。在這里用個體固定效應對30個省的面板數據進行回歸分析（表2）。從固定效應模型可以看出，人力資本結構的系數為-1.25，說明人力資本結構的變動對經濟增長影響很大，即教育基尼系數每下降1%，對經濟增長的影響作用達到1.26%。在這里選用5個具有代表性的分位點來表示條件分布情形下的信息，它們分別是0.1、0.3、0.5、0.7、0.9。從（表2）可以看出，分位數的取值在-1.08到-1.36之間，人力資本結構系數與固定效應平均值大體相似，只不過在不同的分位點表現出不同的特征，在各個分位點人力資本結構系數的絕對值都大于1，這說明對經濟的影響是顯著的。在各點分布呈現遞增的趨勢，在分位數0.1、0.3、0.5時，其值低于固定效應下的平均值，在分位數0.7、0.9時大于其均值。這說明當人均產出處于條件低端分布時，人力資本結構的負面效應較小，在人均產出處于條件高端分布時，人力資本結構的負面影響較大。實證結果中資本存量在各分位點的值，其系數值在0.19與0.28之間變動，就其系數來看說明資本存量在經濟增長中起到了重要的作用，在整個國民經濟的發展中扮演著重要的角色。從資本存量在各個分位點的變化來看，基本上處于不斷下降的趨勢，這說明經濟增長的反應速度對其增長的敏感度在逐漸減弱。勞動從業者增長率在各個分位點都不顯著，這說明雖然我國勞動力資源豐富，但依然沒有轉化成人力資本的優勢，因此，勞動力的變化在經濟增長中的作用極其有限。對此可能的解釋在于人力資本結構與人力資本存量的相互作用。人力資本結構反映的是人力資本的質量方面，是人力資本整體效果的一個重要方面，人力資本結構的合理與否必然會影響到既定人力資本存量的作用是否能夠得以發揮，即合理的人力資本結構將使得人力資本存量的作用能夠被充分發揮和利用，而不合理的人力資本結構必然會導致人力資本被浪費及閑置。一方面，從靜態的角度來看，人力資本總量的提高應該是建立在結構合理的基礎上的，如果結構不合理，那么即使部分人擁有再高的人力資本，但沒有其他人力資本的配合，那么他的作用也是發揮不出來的，從而整個社會的人力資本總量就有所下降。如果社會上只有少數的精英，具有很高的科學文化水平和管理水平，但是由于缺少直接進行生產的大量的中等層次的人才，精英的創造和管理等才能不能轉化為生產力，造成對這些人力資本的浪費。另一方面，從動態角度來看，人力資本結構的演進過程會對人力資本的平均水平產生決定性作用，人力資本結構的不平衡必然會促進資本市場的不平衡，由新古典經濟增長理論可知，資本的邊際效率遞減，同時，現實生活中的信貸市場是不完全的，資本不能無障礙地流動，不平衡的資本分布將會產生效率的損失。因此，提高人力資本的“均化”程度，對于處于條件低端分布的省份，應加大教育投入，將受教育機會更多地給予落后地區和低收入群體，縮小教育不公平現象，對中國經濟增長的可持續性具有重要意義。

（二）人力資本存量對經濟增長的影響 首先在個體效應不顯著的零假設條件下，通過建立F統計量對個體固定效應的顯著性進行檢驗，檢驗結果為F（29，297）=79.34，相應的概率P為0.0000，這同樣表明個體固定效應非常的明顯見（表3）。從（表3）可以看出，人力資本存量隨著分位點的不同而不同，在分位點的取值范圍為2.60與3.07之間，呈現W型震蕩上升趨勢，說明教育年限每增加一年，經濟將以更大的幅度增長，接近于固定效應的平均值，與其均值之間呈上下波動，這體現出分位數回歸方法的特點，可以準確計算出條件概率情況下的系數分布。對于處于條件分布高端的省份來說，勞動者受教育年限的增加對經濟增長的作用更大，教育年限的增加也就成了經濟增長的一個至關重要的因素。資本存量的變化與人力資本結構情形下對經濟增長影響的變化大致相當，在中位數時呈現出一個小幅震蕩的趨勢，整體呈現下降的趨勢，這說明隨著經濟的發展，資本存量的增加速度顯然慢于經濟的增長速度，并且影響經濟增長的因素越來越多，資本存量的影響也隨之降低；勞動從業人員增長率仍然是在各個分位點不顯著，未通過檢驗。這也符合在人力資本結構對經濟增長的勞動力對經濟增長影響的實證結論。導致上述現象的原因在于：首先，從作用機理來看，人力資本具有要素和效率兩個方面的生產功能，人力資本投入的增加不僅可以提高其自身的生產效率，也可以提高其它生產要素的生產效率，因為人力資本除了直接對經濟增長做出貢獻外，還通過促進科學技術進步來加快經濟的增長。其次，人力資本對經濟增長的影響存在門檻效應。人力資本總體是由不同教育程度部分組成，低于門檻水平的人力資本只能作為簡單的要素投入進入生產函數，其對經濟增長的促進效應是有限的。而達到和超過一定“門檻水平”的人力資本不僅僅作為投入要素直接進入生產函數，更重要的是通過全要素生產率間接影響經濟增長，人力資本作為經濟增長“引擎”的作用才真正體現出來。再次，人力資本是“投資吸收能力”的決定性因素，能促使物質資本生產更具效率。人力資本對物質資本的吸收能力的重要影響產生于人力資本與物質資本的高度互補性，并且技術程度越高，這種互補性也就越強。人力資本存量水平的提高可以增強一國或地區的物質資本吸收能力，進而使物質資本得到更有效率的發揮，使一國或地區的實際經濟增長速度盡可能接近于或達到潛在水平。

表2 1998年至2008年全國范圍人力資本結構對經濟增長的影響

表3 1998年至2008全國人力資本存量對經濟增長的影響

四、結論

本文研究發現存在的問題如下：（1）人力資本在我國對經濟增長具有顯著的促進作用，且在條件分布的不同位置，這種促進作用存在明顯差異，對于處于條件分布高端的省份來講，勞動者受教育年限的增加對經濟增長的作用更大。（2）人力資本結構對經濟增長存在負面影響，當人均產出處于條件低端分布時，人力資本結構的負面效應較小，在人均產出處于條件高端分布時，人力資本結構的負面影響較大。（3）我國絕大多數地區的經濟增長仍然依賴于物質資本，也有少數地區人力資本和人力資本結構的作用超過了物質資本，說明人力資本與人力資本結構也是影響經濟增長的重要因素，資本存量的影響程度整體呈現下降趨勢。基于以上結論，提高人力資本存量、改善人力資本分布結構是地區經濟增長的重要途徑，而教育則是提高人力資本存量、優化人力資本結構的重要手段。具體從以下方面入手：（1）改變人力資本投資的結構傾向，提高人力資本投資效率，提高公共教育經費支出在GDP中的比重，推進教育扶貧與協調發展，縮小地區間的教育差距。各地政府需要改變以往的盲目引進和投資于高等教育的政策，而應該根據本地區的實際經濟形式，做出相應的調整。同時應該有效的利用資金和現有資源，根據國家和地區的發展需要，合理分配資金的投入與使用，提高對中等教育的投入與中等教育水平人才的培養，加大對初等教育的扶持，適當控制引進高水平人才的規模，使得人力資本結構適應于經濟結構，從而提高人力資本的效率，進一步推進我國經濟的長期健康快速發展。（2）重視人力資本分布結構，調整教育資源投入的流向，讓社會各階層人群擁有平等受教育的機會，使更多的人能夠獲得不同階段的教育，增加低收入群體的受教育機會，實現教育平等。從理論和實證上來看，人力資本對經濟增長的影響是正向的，而人力資本結構系數對經濟增長的影響是負向的，且從人力資本結構系數的計算公式中可以看出，人力資本結構系數同人力資本成反比，因此，增加教育投入，調整人力資本結構，將有利于促進各地區的經濟增長，同時，繼續加大對中、西部地區的教育投入，增加中、西部地區的人力資本，特別是加強西部地區的基礎教育投入，降低其文盲半文盲人口的比重，縮小其人力資本結構系數，有利于區域經濟的差距。

［1］林毅夫、劉培林：《中國的經濟發展戰略與地區收入差距》，《經濟研究》2003年第3期。

［2］邱冬陽、宋奇成：《人力資本與經濟增長：基于重慶的實證協整分析》，《重慶工學院學報（社會科學）》2008年第7期。

［3］周亞、甘勇、李克強：《中國人力資本的分布差異研究》，《教育與經濟》2004年第2期。

［4］楊俊、李雪松：《教育不平等、人力資本積累與經濟增長:基于中國的實證研究》，《數量經濟技術經濟研究》2007年第2期。

［5］Barro,R.J.&J.W.Lee.InternationalData on EducationalAttainmentUpdatesand Implication,Oxford Economic Papers,2001.

［6］Castello,A.&Domench,R..Human Capital Inequalityand Economic Growth:Some New Evidence.The Economic Journal,2002.

［7］Murthy,N.R.V.and I.S.Chien,The EmpiricsofEconomic Growth forDECDCountries:Some New Findings,Economics Letters,1997.

［8］Thomasv.W Y,FANGX.Measuring Education Inequality:GiniCoefficientsofEducation,2000.

王阿戈（1986-），女，河南周口人，鄭州大學公共管理學院碩士研究生

趙平安（1954-），男，河南鄭州人，鄭州大學公共管理學院副教授

（編輯 梁 恒）