農村人力資本對農村經濟增長貢獻的實證檢驗

賈

(西安財經學院 經濟學院,西安710069)

0 引言

近幾十年來,人力資本在經濟增長中的作用越來越受到經濟學家的重視。舒爾茨(Schults,T.W.)在1960年就指出,“國民產出的增加一直比土地、人時和再生性物質資本的增加幅度大,人力資本投資很可能是造成這種差別的主要原因[1]。”20世紀80年代中后期以來,新增長理論的主要代表人物盧卡斯(Robert Lucas,1988)和羅默(Paul Romer,1990)都把人力資本納入經濟增長模型[2-3],強調人力資本在經濟增長中的效應。

國內方面，侯風云、徐慧（2004）[4]在利用內生增長理論分析人力資本外部性的基礎上，對城市和農村人力資本溢出效應進行了區別，指出城市人力資本溢出效應主要表現為內溢，農村人力資本溢出效應則主要表現為外溢，從而形成了農村對城市發展的有力支持。李勛來等(2005)[5]通過對我國農村人力資本與農村經濟增長的關系進行研究,物質資本投入對農村產出增長的貢獻率最大,而勞動力投入和人力資本投入的貢獻率較小,其原因主要是由于勞動力投入和人力資本投入的增長率遠遠小于物質資本的增長率。朱長存、馬敬芝（2009）[6]在《農村人力資本的廣義外溢性與城鄉收入差距》中，估算了農村人力資本轉移過程中的外溢性價值，并測算了其對城鄉收入差距的影響程度，認為要縮小城鄉收入差距，必須采取措施減少農村勞動力轉移過程中的人力資本外溢性。周群、王大勇（2007）[7]在《人力資本的外溢性與經濟增長—基于1990～2004年中國數據的實證檢驗》中，采用盧卡斯人力資本溢出模型進行人力資本對經濟增長貢獻的實證分析,顯現了考慮與不考慮人力資本外溢性的差別。雖然眾多學者對人力資本溢出效應進行了較為廣泛的、深入的探討,但是在不考慮與考慮人力資本外溢性情況下，測算我國農村人力資本對農村經濟增長的貢獻率的研究卻相對較少,缺乏系統性。有鑒于此，本文將運用人力資本外部收益模型在不考慮與考慮人力資本外溢性情況下，分別測算我國農村人力資本對農村經濟增長的貢獻。

1 我國農村人力資本對農村經濟增長貢獻的實證檢驗和計量分析

人力資本的度量方法有多種,常用的有教育投資法和教育年限法。教育投資支出包括國家、個人各方面的支出,因此數據的可獲得性較差。本文采用教育年限法來度量人力資本。所謂教育年限法,就是把從業人員先按受教育的程度進行分類,再按不同的類別給予權重,最后加權求和①平均受教育年限=不識字或少識字程度人數比例×1+小學程度人數比例×6+初中程度人數比例×9十高中程度人數比例×12十中專程度人數比例×l3十大專及大專以上程度人數比例×15。。

人力資本存量平均水平以人力資本存量總數除以從業人員數來計量，物質資本的存量以農村固定資產投資來計量，經濟增長以農村勞動力人均純收入來計量。

在回歸分析中，本文使用了中國1996～2010年的年度數據進行分析，原始數據均來自《中國農村統計年鑒》、《中國人口年鑒》和《中國教育年鑒》（1996～2010年）。

1.1 不考慮人力資本的外溢性,人力資本對經濟增長的貢獻

借鑒具有物質資本與人力資本的單部門增長模型,將柯布—道格拉斯生產函數變形為：Yt=A(t)KtαHtβ其中：Yt為GDP,A(t)為技術進步,Kt記物質資本的存量,Ht為人力資本存量,α,β分別表示資本投入邊際產出彈性系數和人力資本產出彈性系數。兩邊取對數得：ln Yt=lnA(t)+αlnKt+βlnHt。

由于選用的數據為時間序列數據，因此我們在進行回歸分析前要對相關時間序列進行檢驗并修正。

1.1.1 平穩性檢驗

由于單位根檢驗的優良性質，大多數學者在對時間序列進行平穩性檢驗時，都采用單位根檢驗，因此本文采用單位根檢驗來判斷時間序列變量的平穩性并對不平穩序列采用差分方式平穩化，結果如表1所示：

表1 序列平穩性檢驗結果

表1中檢驗結果顯示，變量LnY、LnK、的T統計值分別為0.7236、2.4156、均大于5%水平下的臨界值，所以不能拒絕原假設，即樣本區間內LnY、LnK序列都是非平穩的；而經過一階差分后ΔLnY、ΔLnK的T統計值分別為-4.7692、-4.8435，都小于5%水平下的臨界值，因此樣本區間內ΔLnY、ΔLnK、ΔLnH都為平穩序列。

1.1.2 對殘差序列進行檢驗

對原方程進行回歸分析后，對得到的殘差序列進行平穩性檢驗時我們仍然使用單位根檢驗[8]，結果如表2所示：

表2 的單位根檢驗

表2 的單位根檢驗

注：為LnY對LnK和LnH回歸后得到的參差序列。

ADF Test Statistic -1.8573 1%CriticalValue 5%Critical Value 10%CriticalValue-2.7989-1.9725-1.6307

1.1.3 誤差修正模型回歸

由于原始方程回歸得到的殘差項都具有協整關系，因此，建立如下誤差修正模型：

由于原始方程回歸得到的殘差項都具有協整關系，因此，建立如下誤差修正模型：

將數據代入上式中，回歸可得下列回歸方程②回歸方程中，*表示T統計值通過1%的顯著性水平檢驗；**表示T統計值通過5%的顯著性水平檢驗,下同。：

從上面的回歸分析的結果來看，回歸系數通過了T檢驗，方程整體也通過了F檢驗，顯著水平較高,且方程的擬合優度較好（Rˉ2=0.8078），這說明方程自變量對因變量的解釋能力很強。因此說明中國農村GDP與物質資本存量K和農村人力資本存量H有顯著的柯布—道格拉斯生產函數關系。把系數帶入函數關系式得：

1.1.4 人力資本對農村經濟增長貢獻率的計算

綜合要素貢獻率=1-物質資本貢獻率-人力資本貢獻率

由以上公式計算出各要素對產出的貢獻率如表3所示：

表3 1995～2009年農村物質資本和人力資本對農村經濟增長的貢獻率（單位：%）

中國1995～2009年的農村經濟增長主要動力來自于農村物質資本的投入，農村物質資本對農村經濟增長的貢獻率為89.95%，而在不考慮人力資本外溢性的情況下，農村人力資本存量的貢獻率僅為3.50%。

1.2 考慮人力資本的外溢性,人力資本對經濟增長的貢獻

同上,通過EVIEWS6.0軟件做回歸分析,可得回歸方程：

由此可看出回歸系數通過了T檢驗，方程整體也通過了F檢驗，顯著水平較高,且方程的擬合優度較高（Rˉ2=0.996）。反映了我國農村經濟增長符合盧卡斯人力資本外溢性生產函數關系式。將α,β進行正則化處理：

1.3 貢獻率的計算

人力資本的貢獻率=勞動力的貢獻率+人力資本平均水平貢獻率

物質資本的貢獻率和綜合要素貢獻率的計算參照相關的計算公式。以此為基礎，計算出各要素對產出的貢獻率（見表4）。

表4 1995～2009年農村物質資本和人力資本對農村經濟增長的貢獻率 （單位：%）

2 結論及政策建議

（1）在考慮了人力資本外溢性的情況下,人力資本對農村經濟增長的貢獻明顯增強,比不考慮人力資本外溢性高出6.37個百分點。

（4）綜合要素貢獻率高出不考慮人力資本外溢性模型的貢獻率34.32個百分點，這是因為綜合要素中隱含了一定的知識增長，那些不能由勞動力受教育年限完全反映出來的貢獻（如由知識的累積效應，外溢效應所導致的隱含的規模經濟等）通常被歸入了綜合要素貢獻率中，而這也是人力資本貢獻的一部分。可見，提高農村人力資本水平以及綜合要素對農村經濟增長的貢獻率是保證經濟持續、穩定、健康發展的根本出路。因此,當務之急是把經濟增長方式從主要是靠物質資本的投入轉變為以人力資本的投入為依托的增長方式,進而實現向以技術進步為主導的經濟增長方式的轉變。

[1]Schultz,T.W.Investment in Human Capital[J].The American Economic Review,1961,51(1).

[2]Robert Lucass,On the Mechanics of Economic Development[J].Jour?nal of Monetary Economics,1988,(22).

[3]Paul Romer,Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy,1990,(98).

[4]侯風云，徐慧.城鄉發展差距的人力資本解釋[J].理論學刊,2004，（2）.

[5]李勛來，李國平，李福柱.農村人力資本陷阱：對中國農村的驗證與分析[J].中國農村觀察，2005，(5).

[6]朱長存，馬敬芝.農村人力資本的廣義外溢性與城鄉收入差距[J].中國農村觀察，2009,（4）.

[7]周群,王大勇.人力資本的外溢性與經濟增長—基于1990～2004年中國數據的實證檢驗[J].北京郵電大學學報(社會科學版),2007,(1).

[8]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模EViews應用及實例（第二版）[M].北京：清華大學出版社,2009.