人力資本推動經濟增長的作用機制研究

杜 偉，楊志江，夏國平

(1.北京航空航天大學 經濟管理學院，北京 100191；2.韶關學院 經濟管理學院，廣東 韶關 512005；3.北京航空航天大學 經濟管理學院，北京 100191)

一、引言

在過去的30年，中國經濟一直保持高速增長，目前也還沒有減速的跡象。對于中國經濟持續(xù)高速增長的原因，很多學者從人口紅利角度進行了探討。人口紅利及其消失問題由于關系到人口政策、就業(yè)與社會保障政策的走向，已成為國內外學者高度關注的熱點問題。蔡昉(2004)認為人口紅利是創(chuàng)造中國經濟增長奇跡的重要因素，但隨著老齡化的加劇，中國經濟發(fā)展的“人口紅利期”將在2015年后消失，從而失去勞動力方面的競爭優(yōu)勢，減緩中國經濟增長[1]。王金營和楊磊(2010)、尹銀和周俊山(2012)等的研究也得出相似的結論[2-3]。也有一些學者提出不同的觀點，例如侯東民(2011)認為中國經濟發(fā)展得益于廉價勞動力，而與特定人口年齡結構對應的人口紅利期毫無關系，人口老齡化與增生失業(yè)(不是勞動力短缺)是處于經濟轉型期的中國應真正引起高度關注的問題[4]。車士義和郭琳(2011)的研究也表明人口紅利對中國經濟增長的解釋力度較小[5]。對于一個國家而言，資本、勞動力、技術進步和市場化改革等因素都會對經濟增長產生積極貢獻，只是在某些特定階段某些因素會起更重要的貢獻作用。在人口方面，隨著中國人口老齡化的加劇，與增加人口數量相比，努力提高人口素質、充分利用各年齡層次的人力資源應是中國經濟增長更有效、更科學、可持續(xù)的人口動力和源泉。很多實證研究表明人力資本對中國經濟的高速增長做出了非常重要的貢獻，對提高中國經濟效率和縮小地區(qū)差異也都起到非常重要的作用[6-7]。另外，人口健康素質和受教育程度的提高形成的人口質量紅利也可以補償逐漸消失的人口數量紅利，為未來經濟增長提供持久動力。

勞動力數量是古典經濟學理論解釋經濟增長的一個重要因素，人力資本要素是新經濟理論或內生增長模型解釋經濟增長的重要因素。新經濟增長理論雖然有多種觀點和學派，但共同點是認為人力資本是經濟增長的主要源泉，都強調人力資本的生產比物力資本生產重要。新增長理論對理解經濟增長的基本機理有了突破性的進展，但其關注的核心在于人力資本通過什么樣的機制決定了經濟增長。不過對人力資本是怎樣作用于經濟增長的，即人力資本作用于經濟增長的機制目前仍存在較大分歧。根據Aghion和Howitt(1998)[8]的研究，以及綜合國外學者的研究成果[9-10]，人力資本作用于經濟增長的機制分為三種。第一種是將人力資本視為最終產品生產的直接投入要素。這種作用機制下人力資本是通過其“內在效應”和“外在效應”直接作用于經濟增長。內在效應通過脫產的正規(guī)或非正規(guī)教育產生，表現為人力資本投資使自身收益遞增；外在效應是通過邊干邊學產生，表現為人力資本投資使其他生產要素的收益遞增。Barro和Sala-I-Martin(1995)、Mankiw和Romer及Weil(1992)等利用跨國數據的實證研究支持了人力資本對經濟增長的直接作用[11-12]。第二種將人力資本視為技術生產的關鍵投入品，是通過影響技術進步(全要素生產率，簡稱生產率)*這里需要說明的是，本文在人力資本作用機制進行檢驗時所采用的模型都是基于索洛殘差法，這樣全要素生產率增長就等于技術進步率。這一中介而間接作用于經濟增長。地區(qū)的生產率增長主要依賴于技術創(chuàng)新以及對技術前沿的吸收與擴散，而人力資本存量是影響這兩方面的關鍵性因素，也就是人力資本主要通過創(chuàng)新知識(技術)和加速技術的吸收與擴散這兩個途徑對生產率增長產生促進作用。Benhabib和Spiegel(1994)[10]、Islam(1995)[13]和Marta Cristina Nunes Simes(2001)[14]的實證研究支持了人力資本通過影響生產率而間接作用于經濟增長。第三種是前面兩種作用機制的綜合(稱為聯(lián)合作用機制)，即將人力資本視為最終產品生產的直接投入要素，又作為技術生產的關鍵投入品。Papageorgiou(1999)[15]、Engelbrecht(2001)[16]的實證研究支持了人力資本對經濟增長的聯(lián)合作用機制。國內有關人力資本對經濟增長的作用機制的研究比較少。劉智勇等(2008)基于中國省(區(qū))市的面板數據對人力資本的作用機制進行了實證研究，檢驗結果支持總量人力資本(用從業(yè)人員人均教育年限衡量)對經濟增長的聯(lián)合作用機制，不過總量人力資本對生產率增長的促進作用是通過技術創(chuàng)新而不是技術模仿[17]。高遠東和花擁軍(2012)將人力資本分為基礎人力資本、知識人力資本、技能人力資本與制度人力資本四種類型，并利用空間面板固定效應的計量方法對這四種類型人力資本作用經濟增長的機制、顯著性及其空間外溢性進行了實證研究，結果顯示基礎人力資本與知識人力資本均是通過影響生產率作用于經濟增長，而技能人力資本與制度人力資本的各種作用機制都不支持[18]。

從國內已有研究來看，在人力資本作用機制的實證檢驗中，對人力資本的技術模仿作用的檢驗所采用的技術邊界都是以國內最發(fā)達省市(上海)的技術水平作為參照，考察的只是人力資本通過吸收和模仿國內先進技術對地區(qū)生產率產生的影響。眾多研究結果表明，中國大多數地區(qū)的生產率增長主要是依靠引進國外先進技術，從發(fā)達國家購買設備，即中國技術變遷的過程是一個“學習”工業(yè)化國家或地區(qū)技術的過程[19-20]。吳延兵基于中國地區(qū)工業(yè)面板數據的研究也表明國內技術引進對生產率沒有促進作用而國外技術引進和自主研發(fā)卻有顯著促進作用[21]。因此，如果只是以國內最發(fā)達省市的技術水平作為技術邊界來考察人力資本的技術模仿作用，可能會得出不準確的估計結果。另外，已有研究都是從全國整體來考慮人力資本對經濟增長的作用機制，而沒有考慮人力資本作用機制的地區(qū)差異。Benhabib and Spiegel(1994)利用78個國家的跨國數據檢驗的研究結果表明，經濟發(fā)展水平不同的國家，人力資本對經濟增長的作用機制存在差異[10]。魏下海(2009)基于分位數回歸方法的研究也表明，人力資本對中國生產率的影響存在地區(qū)差異，東部地區(qū)人力資本對生產率增長的影響具有較強的即期效應，中部地區(qū)人力資本對生產率增長存在較弱的即期效應，而西部地區(qū)人力資本對生產率的增長效應都不顯著[22]。從現實來看，中國東部地區(qū)相對于中西部地區(qū)來說，不管在人力資本水平和人力資本作用環(huán)境方面，還是在對外開放、經濟發(fā)展條件等方面都具有明顯的優(yōu)勢，這樣人力資本對經濟增長的作用機制也可能存在明顯差別。針對現有研究的不足，本文基于中國省際2002—2010年的面板數據，對人力資本作用于經濟增長的機制進行了檢驗。在我們的研究中，分別實證檢驗了中國東部、中西部地區(qū)的人力資本對經濟增長的作用機制；在對人力資本作用機制的檢驗時，不僅考慮了以國內發(fā)達省市的技術水平作為技術邊界，還考慮了以發(fā)達國家的技術水平作為技術邊界。本文以下部分的結構安排為：第二部分簡述了本文采用的估計模型和方法；第三部分是對變量與數據來源進行了說明；第四部分為估計結果與相應的分析討論；第五部分為結論與建議。

二、模型設定

為檢驗人力資本對經濟增長的作用機制，首先需設定模型采用的生產函數。目前常用的生產函數主要有科布—道格拉斯和超越對數形式兩種，后者放寬了技術中性和產出彈性固定的假設，但估計中容易產生多重共線性問題；同時根據Wu(2003)、Chow和Lin(2002)等的研究結果[23-24]，科布—道格拉斯生產函數能夠較好地描述中國經濟增長，因而本文也采用這一形式。聯(lián)合作用機制是人力資本直接作用機制和間接作用機制的綜合，而現實的經濟增長可能是人力資本直接作用機制和間接作用機制共同作用的結果。因此，如果單獨檢驗直接作用機制或間接作用機制就可能會帶來估計上的偏差。本文基于Marta Cristina Nunes Simes(2001)[14]的研究，構建聯(lián)合作用機制的經濟增長模型來進行實證檢驗。聯(lián)合作用機制是同時考慮人力資本在最終產品生產和技術生產中的作用，則生產函數可設為：

其中，Ait表示第i省在t時的生產率水平，Yit、Kit、Lit、Hit分別表示第i省在t時的總產出、物質資本存量、勞動力投入和人力資本投入；α、β、γ分別表示物質資本、勞動力、人力資本的產出彈性。

綜合Romer(1990)[25]、Nelson及Phelps(1966)[9]的研究，Benhabib和Spiegel(1994)[10]認為人力資本主要通過兩種渠道影響生產率：一是人力資本存量決定了地區(qū)的技術創(chuàng)新能力；二是人力資本存量會影響地區(qū)的技術追趕與技術擴散的速度。當然，地區(qū)的技術追趕與技術擴散速度既取決于該地區(qū)的人力資本存量，也取決于該地區(qū)與技術領頭地區(qū)的技術差距。技術差距越大，該地區(qū)學習模仿先進技術的選擇集就越大，該地區(qū)也就越可能利用技術落后優(yōu)勢獲得更多的技術模仿收益。因此，Benhabib 和 Spiegel(1994)[10]假定生產率增長的函數模型形式為：

在式(2)中，y是地區(qū)人均產出，用于衡量技術差距，y*表示最發(fā)達地區(qū)的技術水平。該等式右邊第一項反映人力資本通過技術創(chuàng)新對生產率產生的影響，即人力資本的技術創(chuàng)新作用，δ為技術創(chuàng)新的影響參數；右邊第二項反映人力資本通過技術模仿對生產率產生的影響，即人力資本的技術模仿作用，μ為技術模仿的影響參數。除人力資本之外，根據North(1994)[26]和國內實證分析文獻[27]的研究，制度變遷也是影響生產率的重要因素之一，尤其對處于結構轉型期的中國經濟來說更應如此。為此，我們在式(2)的基礎上加入了影響生產率的制度變量，選擇具有代表性的對外開放度(open)和政府干預程度(gov)兩個變量來衡量制度變遷。這樣生產率增長的決定函數形式為：

logAit+1-logAit=(δ-μ)Hit+μHit(y*/yit)+

θ1openit+θ2govit

(3)

對式(1)兩邊取對數差分，并將式(3)代入，得到一般形式的面板模型*此處用到：log Ait+1-log Ait≈(Ait+1-Ait)/Ait。：

+αlog(Kit+1/Kit)+βlog(Lit+1/Lit)

+γlog(Hit+1/Hit)+θ1openit

+θ2govit+ηi+εt+υit

(4)

在式(4)中，ηi表示隨地區(qū)變動但不隨時間變動的因素，反映各個地區(qū)之間的不同特性，如資源稟賦、氣候條件和制度等；εt表示一些隨時間變化但不隨地區(qū)變化的因素，反映經濟周期、政策變化以及一些外部沖擊的影響等。在式(4)中，(δ-μ)、μ和γ分別表示技術創(chuàng)新參數、技術模仿參數和人力資本的產出彈性，分別反映人力資本的技術創(chuàng)新作用、人力資本的技術模仿作用和人力資本對最終產品生產的作用。這3個參數是我們關注的重點。但是，在估計這些彈性系數時，會面臨著解釋變量的內生性和共線性問題。用就業(yè)人員平均受教育年限來衡量的人力資本存量可能并不是嚴格外生的變量，即與人均GDP可能是相互影響的：就業(yè)人員平均受教育年限的增加有利于促進人均GDP的提高；反過來就業(yè)人員平均受教育年限也可能受過去人均GDP水平的影響。不過，本研究中被解釋變量是以變量的增長率(log(Yit+1/Yit≈(Yit+1-Yit)/Yit)，而不是以人均GDP作回歸分析，這樣可以減少變量的內生性[28]。工具變量法(IV)、二階段最小二乘法(2SLS)是用來解決變量內生性問題的常用方法，但這兩種方法存在工具變量的選取問題，而且本研究式(3)中的解釋變量中有乘積項，也難以進行一階差分。另外，解釋變量中涉及人力資本的變量有3個。這3個變量之間也可能存在著共線性，在時間上可能有共同的變化趨勢。共線性使得參數估計值不精確也不穩(wěn)定，也使得參數估計值的標準差較大，使參數的顯著性檢驗增加了接受零假設的可能性。本文將采用逐步回歸的方法以避免變量之間的多重共線性問題。

三、數據與變量

(一)變量構建

采用國內生產總值(Y)作為衡量各省(區(qū))市總產出的基本指標，并且按2000年不變價格進行換算。采用省(區(qū))市歷年從業(yè)人員數作為勞動力投入量指標。關于物質資本存量的計算，此研究采用目前最普遍應用的永續(xù)盤存法進行估計。運用永續(xù)盤存法進行物質資本存量的估算時，所需的關鍵數據有：基期的省(區(qū))市物質資本存量、資本的折舊率以及歷年的投資數據和投資的價格指數。對于折舊率的選擇，國內也存在較大分歧，多數文獻將其設定為10%，本文也設定為10%(敏感性分析顯示回歸的結果并不隨折舊率大小的選擇而有大的改變)。各省(區(qū))市基期(2000年)物質資本存量的數據根據張軍等[29]測算的結果確定，選取的是以2000價格計算的物質資本存量，具體測算結果見文獻[29]。各省(區(qū))市每年的投資數據選取每年的固定資本形成額表示，并使用固定資產投資價格指數將其調整為2000年不變價格。

物質資本存量的估算方法相對比較成熟，人力資本存量由于不可直接觀察，造成其估算至今還沒有基本一致認同的方法。梳理文獻后已有研究，人力資本存量的估算方法主要有三種，分別是成本法[30-31]、收入法[32-33]和教育指標法[10，17]。成本法和收入法理論基礎堅實，采用的也是貨幣計量形式，這使得估算的人力資本數據具有更高的應用價值。但由于需要龐大而多樣的數據、估算工作量大以及參數選擇(人力資本折舊率、貼現率等)具有很大的主觀性等原因，使得這兩種方法在實證分析中應用很少。教育指標法是以勞動者受教育程度來反映人力資本存量，最常用的衡量指標是平均教育年限法，本文也將采用就業(yè)人口平均受教育年限來衡量人力資本存量。正式教育是形成人力資本的重要途徑，但在職培訓(干中學)等方式也是人力資本形成的重要途徑，僅從教育角度來表征人力資本存量就存在統(tǒng)計范圍偏窄、指標之間變異大等問題。在現實中，中國大學生就業(yè)難和民工荒現象嚴重，這種背景下，用學歷教育反映人力資本也顯得不妥。但是，該方法計算所需數據比較準確和容易獲取，而且勞動力的受教育年限與其在各類教育(培訓)中的投資支出、“干中學”的人力資本積累以及獲得的收入都存在正相關性[34]。因此，在國內外的相關經驗研究中，人力資本存量事實上主要是運用平均教育年限指標來表征[10，15，17-18]。對就業(yè)人口平均受教育年限(H)的度量，依據有關統(tǒng)計資料將就業(yè)人口受教育程度劃分為5類，分別是文盲半文盲、小學、初中、高中、大專及以上，且把各類受教育程度的平均累計受教育年限分別界定為2年、6年、9年、12年和16年，則就業(yè)人口平均受教育年限(H)的計算公式為：H=2L1+6L2+9L3+12L4+16L5，Li表示受第i層次教育的勞動力在勞動力總量中的份額。在這里說明的是，很多文獻將文盲和半文盲的受教育年數確定為0，但是為0則意味著這些勞動者沒有任何技能和知識，這顯然不合實際，因為很多沒有接受正式教育的勞動力，通過“干中學”的人力資本積累也能增加人力資本存量，從而具有一定的技術與知識。依據該觀點，本文將文盲半文盲人口的受教育年限設定為2年。

國外技術領頭地區(qū)的人均收入的計算采用G7國(美國、英國、法國、德國、日本、意大利、加拿大)的平均人均收入，這些國家是當今世界技術水平最高的國家，也是對中國輸出技術的主要國家。國內技術領頭地區(qū)的人均收入采用上海市的人均收數據，上海市在樣本期間，人均收入一直是中國最高的地區(qū)。由于進出口貿易與外商直接投資兩個變量高度相關，為避免多重共線性問題的發(fā)生，對經濟開放度的衡量指標只采用進出口貿易指標，用地區(qū)進出口貿易總額占國內生產總值的比重來衡量經濟開放度(open)。用地區(qū)地方財政支出占 GDP 比重作為地區(qū)政府對市場經濟干預程度的代理指標(gov)。

(二)數據來源

本文的樣本數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。就業(yè)人口受教育程度的數據來源于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，國內生產總值、從業(yè)人員數、固定資本形成額、進出口貿易額、地方財政支出以及各價格指數的數據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》?！吨袊鴦趧咏y(tǒng)計年鑒》中沒有2000和2001年各地區(qū)就業(yè)人口受教育程度的數據。因此，本文選取中國2002-2010年29個省(區(qū))市作為研究樣本。西藏有些年份數據缺失，分析中將其略去。在文獻[29]中計算的2000年各省(區(qū))市區(qū)物質資本存量中把重慶市納入了四川省，本文也將重慶市并入了四川省。分地區(qū)進行檢驗時，由于中部和西部地區(qū)檢驗的結果相類似，因此，本文將中國就分為東部和中西部地區(qū)，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等11個省(區(qū))市，中部包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、四川和重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等18個省(區(qū))市。

下面對本文所使用的變量進行簡要的統(tǒng)計描述。表1給出了各變量的描述性統(tǒng)計，表2描述了人力資本存量與技術差距項的時間變化模式。由表1可見，中國29個省(區(qū))市在2002-2010年就業(yè)人口平均受教育年限約為8.80年，最高的省(區(qū))市達到12.20年，而最低的省(區(qū))市只有6.53年，這反映了各地區(qū)之間人力資本存量(H)存在較大差異。從標準差及最大值和最小值來看，各地區(qū)之間以國外發(fā)達國家為技術邊界衡量的技術差距(yf*/y)和以國內先進省市為技術邊界衡量的技術差距(yd*/y)的差異也很大，這反映了各地區(qū)技術水平基礎也存在很大差別。

由表2可知，全國整體、東部和中西部就業(yè)人口平均受教育年限的變化趨勢基本相同，總體都處于上升趨勢。樣本期間，東部地區(qū)的就業(yè)人口平均受教育年限為9.51年，要明顯要高于中西部的8.37年，兩者之間的差距在2002—2006年處于擴大趨勢，2006年以后呈現出下降趨勢，2010年又回到2002年的差距水平。對全國整體、東部地區(qū)和中西部地區(qū)而言，樣本期間的(yf*/y)和(yd*/y)總體都是呈下降趨勢，尤其是(yf*/y)的下降趨勢愈加明顯，例如，2002年的(yf*/y)為13.89倍，到2010年僅為7.16倍。樣本期間，東部地區(qū)的(yf*/y)為6.39倍，要明顯低于中西部地區(qū)的14.34倍，同樣東部地區(qū)的(yd*/y)為2.58倍，也要明顯低于中西部地區(qū)的5.74倍，不過中西部地區(qū)與這些先進地區(qū)的差距在加速縮小。上述變化模式反映了近年來中國各地區(qū)人力資本存量在逐步得到提高的同時，與國內外先進地區(qū)的技術差距(用人均收入衡量)也在不斷縮小。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計結果

注：1)yf*表示G7國的平均人均收入，yd*國內發(fā)達省市(上海)的人均收入；2)國內生產總值、物質資本存量都是經過價格平減后的實際值。

表2 人力資本存量與技術差距項的時間變化模式(2002—2010) 單位：年

四、估計結果和討論

對于面板數據的分析，最常用的有固定效應模型和隨機效應模型兩種方法，采取不同的回歸方式會對模型的參數估計產生影響。面板數據同時包含了橫截面因素和時間序列因素，所以參數估計值可能會既受到地區(qū)差異的影響，又受到時間差異的影響。因此，在進行計量回歸之前，需要考慮面板數據在截面和時間兩個方向的固定效應與隨機效應，即允許常數項在地區(qū)和時間方向差異的同時，也允許誤差項在兩個方向的差異。本文通過Redundant Fixed Effects檢驗和Hausman檢驗來確定兩個方向是固定效應還是隨機效應。Redundant Fixed Effects檢驗的原假設是不存在固定影響效應，而Hausman檢驗的原假設為存在隨機影響效應。我們將基本的模型缺省設為截面方向為隨機效應，時間方向為固定效應。因此，如果Huasman檢驗顯著拒絕了原假設，則表明截面方向應為固定效用模型；而如果Redundant Fixed Effects檢驗顯著，則拒絕時間方向固定效應是冗余的，即應該使用固定效應模型。

(一)全國、東部和中西部的檢驗結果

模型(4)中解釋變量可能存在多重共線性問題，尤其是涉及人力資本的三個變量。文中對各解釋變量進行pearson相關系數檢驗，發(fā)現Hit(yf*t/yit)、Hit(yd*t/yit)與Hit變量之間的相關系數分別為0.671和0.757，說明它們存在較嚴重的多重共線性問題；其余解釋變量的相關系數都在0.35以下，說明這些變量共線性問題較弱，不會對估計結果產生較大影響。為避免變量之間存在的多重共線性問題，也為了分析人力資本對經濟增長的不同作用機制，本文對式(4)采用逐步回歸的方法。全國整體的估計結果見表3，分地區(qū)的估計結果見表4。分地區(qū)估計時，發(fā)現變量之間的相關系數比較小，采用逐步回歸與直接回歸得到的結果基本一致，因此，只給出了直接回歸的估計結果。

表3 全國估計結果

注：括號內為t檢驗值，*，**，***分別表示1%，5%，10%顯著性水平。模型1.3a、1.5a是以國內發(fā)達省市(上海)的技術水平作為技術邊界，模型1.3b、1.5b是以國外發(fā)達國家的技術水平作為技術邊界。

表4 分地區(qū)估計結果

注：括號內為t檢驗值，*，**，***分別表示1%，5%，10%顯著性水平。模型a是以國內發(fā)達省市(上海)的技術水平作為技術邊界，模型b是以國外發(fā)達國家的技術水平作為技術邊界。

(二)結果分析

以國內發(fā)達省市的技術水平作為技術邊界，全國整體數據不支持人力資本的技術模仿作用，而以國外發(fā)達國家的技術水平作為技術邊界，卻支持人力資本的技術模仿作用。這說明人力資本通過吸收和模仿國外先進技術對生產率的增長具有顯著促進作用，即相對于發(fā)達國家的技術水平，中國大部分地區(qū)具有“后發(fā)優(yōu)勢”，生產率增長是存在追趕效應的。人力資本通過吸收和模仿國外技術對生產率產生積極作用也被其他學者的研究證實，例如楊俊等(2007)的研究表明中國現有整體人力資本已達到進行有效技術模仿(FDI)的臨界值，技術模仿對中國經濟的貢獻已凸顯出來，而中國現有人力資本尚未滿足全面自主創(chuàng)新(R&D投入)的要求[35]。吳延兵的研究進一步表明國內技術引進對生產率沒有促進作用而國外技術引進卻有顯著促進作用[21]。國內多數地區(qū)與國外發(fā)達國家的技術差距較大，從國外引進技術的空間也比較大，而國內地區(qū)之間技術水平比較接近，加上技術替代性強和競爭激烈等原因導致技術難以在地區(qū)之間進行轉移。經計算，2000-2010年中國大中型工業(yè)企業(yè)國外技術引進經費是3969億元，而國內技術引進經費只有1092億元，也就是企業(yè)技術引進經費的支出有約80%是國外技術引進經費。國內地區(qū)之間轉移的技術替代性強，數量又非常有限，這樣就難以對生產率產生積極影響。在這種背景下，人力資本對國內先進技術的吸收(模仿)作用就難以得到有效發(fā)揮，而人力資本對國外先進技術的吸收(模仿)作用得到凸顯。

與全國和中西部的檢驗結果不同，對東部地區(qū)的檢驗結果表明人力資本能通過其“內在效應”和“外在效應”直接作用于經濟增長，對經濟增長的貢獻甚至接近于勞動要素的作用。這可能與東部地區(qū)整體人力資本存量較高以及人力資本投資預期較高的收益率有直接的關系。從表2可知，樣本期間東部的平均受教育年限(9.51年)比中西部地區(qū)(8.37年)高出1.14年。人力資本水平越高，意味著勞動人員擁有的專業(yè)技術知識越多和學習吸收能力越強，專業(yè)技術知識更容易相互擴散而不斷提高各自的技能水平或知識存量，能更好地發(fā)揮人力資本“內在效應”對經濟增長的促進作用。另外，改革開放以來東部地區(qū)一直是中國經濟增長最快的地區(qū)，大量的投資獲利機會使得人力資本投資的預期收益率要高于中西部地區(qū)，這激勵著人們加大教育、培訓等人力資本投資來提高自身的知識和技能。知識和技能的不斷積累會提高人們的勞動生產能力和在經濟活動中進行經濟決策的效率，也會增進物質資本的生產效率，提高物資資本對經濟增長的貢獻率，有利于人力資本“外在效應”的發(fā)生。

分地區(qū)的檢驗表明，東部地區(qū)人力資本通過吸收國內外先進技術都對生產率具有顯著促進作用，而中西部地區(qū)人力資本吸收國內外先進技術對生產率的作用都是不顯著的。究其原因一是高學歷人口主要集中在東部地區(qū)。技術擴散成功實現需要本地區(qū)擁有較高的人力資本水平，特別是受過高等教育的人力資本更是吸收和模仿的主要執(zhí)行者[36]。東部地區(qū)高學歷人口所占比重較高，再加上中西部地區(qū)高學歷人口的大量流入，使得東部地區(qū)集中了中國主要的高學歷人才，對發(fā)達國家和國內前沿技術具備較強的吸收和模仿能力。二是東部地區(qū)一直是中國FDI、國外技術引進以及國內技術市場技術流向的主要地區(qū)。以2007年為例，東部地區(qū)實際利用外資金額占總額的87.79%，而中、西部分別僅占7.29%和4.92%；東部地區(qū)國外技術引進占總額的70.32%，而中、西部分別僅占5.99%和4.38%；技術市場流向東部地區(qū)的技術合同金額占總額的71.12%，而中、西部分別僅占14.60%和14.29%。東部地區(qū)人力資本能接觸到國內外溢出的大量先進技術，自身又具備較強的技術吸收和模仿能力，這樣就有利于后發(fā)優(yōu)勢的發(fā)揮，在經濟中產生技術追趕效應。中西部地區(qū)人力資本接觸的國內外先進技術較少，更多的只能依靠自身的研發(fā)活動來促進生產率增長。但從中國的現實來看，依靠自身研發(fā)來取得技術進步對經濟增長的貢獻是不足的，引進國外的現今技術和設備是技術進步的主要途徑[21]。對全國的模型中，技術邊界的選擇不同導致兩個模型的檢驗結果存在差異，而在分地區(qū)的模型中，技術邊界的選擇對檢驗結果沒有影響，主要是由于人力資本吸收國內先進技術對生產率的作用存在地區(qū)差異，只對東部地區(qū)有顯著促進作用，而對全國和中西部地區(qū)而言都是不顯著的。

五、結論與建議

人力資本作為經濟增長的源泉，是推動經濟發(fā)展的重要引擎，也是經濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展的不竭動力。提高人力資本的存量和水平也是中國經濟增長方式從粗放型向集約型轉變、實現跨越式發(fā)展、縮小區(qū)域差距的重要動力和途徑。本文根據對全國整體和中西部地區(qū)進行實證檢驗的結果發(fā)現，人力資本對經濟增長的直接作用不顯著，人力資本是通過影響技術進步而間接作用于經濟增長。就全國整體而言，人力資本是通過技術創(chuàng)新以及吸收國外先進技術作用于經濟增長，而中西部地區(qū)只是通過技術創(chuàng)新作用于經濟增長。東部地區(qū)人力資本既作為生產要素直接作用于經濟增長，又通過技術進步間接促進經濟增長。不過對經濟增長的間接作用是通過技術模仿而不是技術創(chuàng)新，國內外先進技術的溢出效應對東部地區(qū)的生產率增長都具有顯著促進作用。中西部人力資本沒有顯著地發(fā)揮對經濟增長的直接作用，也沒有通過技術模仿間接貢獻于經濟增長，以及東部地區(qū)人力資本的技術創(chuàng)新作用不顯著，這些都說明現階段中國的人力資本水平及其作用發(fā)揮的環(huán)境并不能適應經濟發(fā)展的需要，這將成為今后制約中國經濟持續(xù)快速健康增長的瓶頸。教育是提高人力資本水平的最重要手段。因此，應加大教育投資力度，改善教育環(huán)境，努力促進人力資本積累。對東部地區(qū)而言，應加大技術創(chuàng)新過程中的人力資本投入，提高人力資本的創(chuàng)新水平，不斷提高本國技術創(chuàng)新對技術進步的貢獻。短期內，通過技術模仿能有效地發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢快速實現技術進步。但從長期看，技術模仿是不可持續(xù)的，畢竟高新技術和核心技術是引進不來的。中西部地區(qū)人力資本應注重提升自身的技術吸收能力，更好發(fā)揮人力資本的技術模仿作用。從目前來看，引進國外的現今技術和設備是中國的技術進步的主要途徑，而依靠自身研發(fā)來取得技術進步對增長的貢獻是不足的。因此，更好發(fā)揮人力資本的技術模仿作用，對于中西部地區(qū)以及全國經濟的快速持續(xù)增長都顯得非常重要。

參考文獻：

[1]蔡 昉.人口轉變、人口紅利與經濟增長可持續(xù)性——兼論充分就業(yè)如何促進經濟增長[J].人口研究，2004，28(2)：2-9.

[2]王金營，楊 磊.中國人口轉變、人口紅利與經濟增長的實證[J].人口學刊，2010(5)：15-24.

[3]尹 銀，周俊山.人口紅利在中國經濟增長中的作用——基于省級面板數據的研究[J].南開經濟研究，2012(2)：120-130.

[4]侯東民.國內外思潮對中國人口紅利消失及老齡化危機的誤導[J].人口研究，2011，35(3)：29-40.

[5]車士義，郭 琳.結構轉變、制度變遷下的人口紅利與經濟增長[J].人口研究，2011，35(2)：3-14.

[6]FLEISHER，BELTON，CHEN Jian.The Coast-Noncoast income gap，productivity and regional economic policy in China[J].Journal of Comparative Economics，1997(252)：220-236.

[7]FLEISHER，BELTON，LI Haizheng,ZHAO Minqiang .Human capital，economic growth，and regional inequality in China[J].Journal of Development Economics，2010，92(2)：215-231.

[8]AGHION philippe，HOWITT Peter.Endogenous growth theory[M].Cambridge：The MIT Press，1998:327-340.

[9]NELSON Richard，PHELPS Edmund.Investment in humans，technological diffusion，and economic growth[J].American Economic Review，1966(61)： 69-75.

[10]BENHABIB Jess，MARK M Spiegel.The role of human capital in economic development evidence from aggregate cross-country data[J].Journal of Monetary Economies，1994，34(2)：143-173.

[11]巴羅，薩拉伊馬丁.經濟增長[M].何 暉，劉明興,譯，北京:中國社會科學出版社，1995.

[12]MANKIW N Gregory，DAVID Romer，DAVID N Weil.A contribution to the empirics of economic growth[J].Quarterly Journal of Economics，1992，107(2)：407-437.

[13]ISLAM Nazrull.Growth empirics：a panel data approach[J].Quarterly Journal of Economics，1995(11)：1127-1170.

[14]MARTA Cristina，NUNES Simes.Different roles for human capital in economic growth [C].Papers and Proceedings？Old and New Growth Theories：An Assessment，2001.

[15]PAPAGEORGIOU Chris.Human capital as a facilitator of innovation and imitation in economic growth：further evidence from cross country regressions[R].Louisiana State University Working Paper，1999.

[16]ENGELBRECHT.The role of human capital in economic growth：some empirical evidence on the Lucas vs Nelson Philps controversy[R].Discussion Paper，2001.

[17]劉智勇，胡永遠，易先忠.異質型人力資本對經濟增長的作用機制檢驗[J].數量經濟技術經濟研究，2008(4)：86-96.

[18]高遠東，陳 迅.人力資本對經濟增長作用的空間計量研究[J].經濟科學，2010(1)：42-51.

[19]王 璽，張 勇.關于中國技術進步水平的估算——從中性技術進步到體現式技術進步[J].中國軟科學，2010(4)：155-163.

[20]易 綱，樊 綱.關于中國經濟增長與全要素生產率的理論思考[J].經濟研究，2003(8)：13-20.

[21]吳延兵.自主研發(fā)、技術引進與生產率—基于中國地區(qū)工業(yè)的實證研究[J].經濟研究，2008(8):51-64.

[22]魏下海.貿易開放、人力資本與中國全要素生產率——基于分位數回歸方法的經驗研究[J].數量經濟技術經濟研究，2009(7):61-72.

[23]WU Yanrui.Has productivity contributed to China′s growth?[J].Pacific Economic Review，2003，8(1)：15-30.

[24]CHOW G C，LIN A.Accounting for economic growth in taiwan and mainland china：A comparative analysis[J].Journal of Comparative Economics，2002(30)：507-530.

[25]ROMER Paul M.Endogenous technological change[J].Journal of Political Economy，1990，98(5)：71-102.

[26]NORTH D C.Economic performance through time[J].American Economic Review，1994，84：359-368.

[27]鄭若谷，干春暉，余典范.轉型期中國經濟增長的產業(yè)結構和制度效應——基于一個隨機前沿模型的研究[J].中國工業(yè)經濟，2010(2)：58-67.

[28]GRILICHES Z.Productivity，R&D and basic research at the firm level in the 1970s[J].American Economic Review，1986，76(6)：141-154.

[29]張 軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000[J].經濟研究，2004(1)：35-44.

[30]張 帆.中國的物質資本和人力資本估算[J].經濟研究，2000(8)：65-71.

[31]錢雪亞，劉 杰.中國人力資本水平實證研究[J].統(tǒng)計研究，2004(3)：39-45.

[32]朱平芳，徐大豐.中國城市人力資本的估算[J].經濟研究，2007(9)：84-95.

[33]彭國華.中國地區(qū)收入差距、全要素生產率及其收斂分析[J].經濟研究，2005(9)：19-29.

[34]王金營.人力資本與經濟增長——理論與實證[M].北京：中國財政經濟出版社，2001.

[35]楊 俊，李曉羽，楊 塵.技術模仿、人力資本積累與自主創(chuàng)新——基于中國省際面板數據的實證分析[J].財經研究，2007，33(5)：18-28.

[36]郭熙保，肖利平.后發(fā)優(yōu)勢、技術吸收能力與中國的經驗[J].武漢大學學報：哲學社會科學版，2008，61(5)：614-619.