人力資本差異化影響區(qū)域經濟增長的實證研究
——基于新結構經濟學視角

呂一清 鄒 洪 匡賢明

1（四川大學經濟學院，成都 610065） 2（重慶市開州區(qū)工業(yè)發(fā)展中心，重慶 405400）3（中國（海南）改革發(fā)展研究院，?？?570311）

引 言

習近平總書記在十九大報告中指出， “我國經濟發(fā)展已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，正處在轉變發(fā)展方式、優(yōu)化經濟結構、轉換增長動力的攻關期”。其重要任務之一就是要提高人力資本質量，優(yōu)化人力資本結構。然而，人力資本與經濟發(fā)展階段存在著匹配機制，普通勞動者、高技能人才和企業(yè)家在不同階段的作用是存在差異的。從區(qū)域差距來看，東、中和西部地區(qū)對人力資本的需求偏好也是不一致的，厘清人力資本與區(qū)域經濟發(fā)展的內在聯(lián)系機制至關重要。近年來，一線、二線甚至三線城市的人才爭奪戰(zhàn)也是愈演愈烈，說明政府認識到人力資本對一個城市經濟發(fā)展的重要性，但是對人力資本在區(qū)域經濟增長中的差異化作用則需要更深刻的理解。林毅夫在 《新結構經濟學》中也指出不同經濟發(fā)展階段有最匹配的經濟結構與之對應［1］。企業(yè)家精神在市場經濟增長中起著重要作用，那么，企業(yè)家精神對區(qū)域經濟增長的影響程度是否具有一致性，具體表現(xiàn)如何？

關于經濟增長的影響因素研究，古典經濟理論認為資源稟賦是經濟增長的重要源泉。然而，現(xiàn)代許多學者 （Sachs和Warner，2001；Ding和Field， 2005）［2，3］實證研究發(fā)現(xiàn)了 “資源陷阱” 的問題，許多資源豐富地區(qū)的經濟發(fā)展得并不好。Fritsch 和 Wyrwich （2012）［4］研究了企業(yè)家精神對產出與全要素生產率是否具有促進作用，得到企業(yè)家精神在經濟增長發(fā)揮了重要作用。對于企業(yè)家精神是否對經濟增長具有重要的促進作用，很多國外學者的研究均得出了肯定的結論 （Audretsch和Thurik，2001；Bloom和Van Reenen，2007；Syverson， 2011； Gennaioli等， 2013）［5-8］。 我國學者對地區(qū)經濟增長及差異的影響因素研究主要在資源稟賦、地理區(qū)位、人力資本和制度文化等因素方面（王小魯和樊綱，2004；朱承亮和師萍，2009；李亞玲和汪戎，2006）［9-11］。也有學者從不同角度證實了企業(yè)家精神對經濟增長的重要促進作用，或者企業(yè)家精神對全要素生產率的正向影響，以及企業(yè)家精神影響到地區(qū)經濟差異等 （劉榆等，2015；郭凱明等， 2016）［12，13］。 關于異質性人力資本與區(qū)域經濟發(fā)展方面， Pereira和Aubyn （2009）［14］實證分析了接受不同教育層次的人力資本對經濟增長的影響，認為人力資本通過兩種渠道作用于經濟增長。 何菊蓮等 （2013）［15］指出， 隨著經濟的快速增長，高等教育人力資本對經濟增長的作用會越來越明顯。 劉智勇等 （2018）［16］利用受教育層次測算了人力資本結構高級化指數(shù)，證實了以初級人力資本到高級人力資本演進為特征的人力資本高級化如何推動了技術結構與產業(yè)結構升級。

人力資本是區(qū)域經濟增長中的重要影響因素，人力資本結構對區(qū)域經濟增長具有不同的影響，企業(yè)家精神更是推動經濟創(chuàng)新的核心動力。然而，企業(yè)家精神、人力資本和區(qū)域經濟增長的內在機制則需要在一般均衡分析框架下進行分析，并通過微觀和宏觀數(shù)據(jù)進行實證。本文基于新結構經濟學視角通過構建一般均衡模型探究人力資本結構與區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的內在機制，研究人力資本結構對區(qū)域經濟增長的影響。

1 模型與機制分析

借鑒 Gennaioli等 （2012）［8］的區(qū)域空間模型，構建包括人力資本結構和企業(yè)家精神相結合的經濟增長模型，該模型能夠較好解釋人力資本的差異及外部性對區(qū)域經濟發(fā)展的影響。

1.1 模型設定

假設1個國家的區(qū)域分為兩類：發(fā)達地區(qū)（P）和欠發(fā)達地區(qū) （U），其中發(fā)達地區(qū)為p等份，欠發(fā)達地區(qū)為1-p等分。前者的生產率表示為，后者為，其＜。居民初期均勻分布在不同的區(qū)域，居民的效用函數(shù)為：

其中，c和a分別表示消費和住房。進一步，假設居民有兩類：出租人和勞動者，分別各占一半。單位出租人可以提供1單位的住房，T單位的土地，K單位的物質資本。單位勞動者可以提供h∈R++單位的人力資本。在區(qū)域i＝P，U的初始人力資本稟賦是帕累托最優(yōu)，定義兩個區(qū)域的平均值分別為和。

勞動者可以選擇職業(yè)，成為企業(yè)家或普通工人。一個地區(qū)，擁有h人力資本的企業(yè)家可以租用的人力資本為Ki，h， 土地為Ti，h和普通工人的人力資本總量為Hi，h。生產函數(shù)可以表示為：

該生產函數(shù)滿足稻田條件。考慮人力資本的外部溢出效應，假設區(qū)域全要素生產率 （TFP）為：

1.2 均衡條件下，區(qū)域內勞動者的職業(yè)選擇

在區(qū)域i中，擁有人力資本h的企業(yè)家最大化其利潤為：

可以看出，區(qū)域的企業(yè)家數(shù)量越多，其企業(yè)經營的規(guī)模越大且數(shù)量越多。那么，區(qū)域總產出為：

按照方程 （6），工資、利潤、資本價格都是由區(qū)域生產要素的邊際價格所決定的。勞動者選擇做工人還是企業(yè)家取決于所獲得的利潤和工資，如果利潤大于工資，勞動者會選擇做企業(yè)家，如果利潤小于工資，勞動者會選擇做工人。在均衡的條件下，勞動者面對兩種職業(yè)的選擇沒有區(qū)別，企業(yè)家人力資本和工人的勞動資本分別為：

其中，Hi＝+是區(qū)域i地區(qū)的總人力資本。方程 （7）描述區(qū)域i中勞動力在均衡狀態(tài)下分配成企業(yè)家和工人的數(shù)量。

1.3 均衡條件下區(qū)域間的消費、住房及空間流動性

研究區(qū)域間人力資本的分布，通過區(qū)域間勞動者獲得最大效用來刻畫。在方程 （1）中，勞動者最大效用的條件是收入總額的θ份用于住房和（1-θ）用于消費。在區(qū)域i中，勞動者的總收入為wiHi， 住房的需求是。在住房供給給定的前提下， 住房租金率ηi＝θ·wi·Hi。因此， 在區(qū)域i中，勞動者的總流動性成本，即最大效用為：

該方程表明工資提高和區(qū)域勞動者增加都會導致租金率的增加，但工資提高會帶來正效用，勞動力增加降低勞動者效用。進一步，在考慮資本流動性和外部溢出效應的條件下，我們計算發(fā)達區(qū)域和欠發(fā)達區(qū)域的工資比例，工資是勞動者流動的根本動力，具體表現(xiàn)形式為：

在其它條件不變的條件下，發(fā)達地區(qū)的收入比欠發(fā)達地區(qū)要高。較高的人力資本對工資具有負效應，會降低回報率，但是由于人力資本的外部溢出效應，凈效應將是模糊的。進一步，假設，確保發(fā)達地區(qū)的工資和利率高于欠發(fā)達地區(qū)，從而保證資本和勞動力向發(fā)達地區(qū)流動。通過推導，證明結論如下：

結論1：在參數(shù)的約束條件下：

存在一個穩(wěn)定的均衡狀態(tài)，其中人力資本分配為Hp和Hu。在這種分配狀態(tài)下：

（1）存在一個閥值hm，當hj≥hm時，勞動者將有動機從欠發(fā)達地區(qū)向發(fā)達地區(qū)轉移，閥值hm隨著勞動者的流動成本φ增加而增加。

當φ＞0和ψ≥1時，則且Hp是遞增的。

在均衡條件下，發(fā)達地區(qū)的工資比欠發(fā)達地區(qū)的工資要高，即wp＞wu，但房租價格也是較高的，ηp＞ηu。因此，根據(jù)理論模型可知，即使考慮到流行性，發(fā)達地區(qū)也應該保持強勁的生產率。按照方程 （11），在流動成本為0的情況下，區(qū)域的人力資本總量僅取決于區(qū)域生產率。同時，由結論1可知，為了研究人力資本的效應，流動性成本是必須的。當ψ＝1且φ＝0的條件下，總產出為：

進一步，在條件 （10）的約束下，企業(yè)的生產函數(shù)為：

通過構建一般均衡理論模型可知：（1）區(qū)域經濟發(fā)展需要有合理的人力資本結構與之相匹配，即不同經濟發(fā)展階段存在最優(yōu)人力資本結構；（2）高端人力資本趨向于從經濟水平低的地區(qū)向經濟水平高的地區(qū)流動，而且形成人力資本流動的動態(tài)均衡狀態(tài)；（3）企業(yè)家精神具有很強的正外部性，是區(qū)域經濟增長的重要因素。

2 區(qū)域實證分析

2.1 模型設定

在式 （12）的基礎上建立計量回歸模型，首先兩邊取對數(shù)，再將各個變量轉化為人均水平，并對回歸形式進行簡化處理，得到面板數(shù)據(jù)的回歸方程 （14）：

式 （14）中，i表示地區(qū)，t表示時刻。被解釋變量yit表示i地區(qū)t時刻的人均產出水平，Ait表示i地區(qū)t時刻的綜合競爭力，反映了該地區(qū)的技術水平、制度等因素，hhit表示i地區(qū)t時刻的專業(yè)人力資本水平，lhit表示i地區(qū)t時刻的普通人力資本水平，表示i地區(qū)t時刻的企業(yè)家人力資本水平，kit表示i地區(qū)t時刻的人均物質資產投入，εit是隨機誤差項。 另外，α1、β1、γ1、δ1、η1是估計參數(shù)。

2.2 數(shù)據(jù)來源與指標選取

本文以2001～2018年中國30個省級行政區(qū)面板數(shù)據(jù)為樣本進行實證分析，被解釋變量是地區(qū)人均產出水平，解釋變量是專業(yè)人力資本、普通人力資本、企業(yè)家精神、人均物質資產投入以及反映地區(qū)特征的綜合競爭力。對于個別缺失的數(shù)據(jù)，采用線性插值法進行補充。充分考慮數(shù)據(jù)的可得性以及統(tǒng)計口徑的一致性，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、 《中國勞動統(tǒng)計年鑒》與各地區(qū)統(tǒng)計年鑒等，具體指標說明如下：

人均產出y。以各地區(qū)歷年人均實際GDP表示，首先利用名義GDP及國內生產總值指數(shù)計算得到GDP平減指數(shù)，接著換算成以1990年的可比價，并計算出人均實際GDP。

專業(yè)人力資本hh和普通人力資本lh。將從業(yè)人員受教育程度分為文盲、小學、初中、高中、大專、本科、研究生7個層次，分別賦值為0年、6年、9年、12年、15年、16年和20年。

企業(yè)家精神he。關于企業(yè)家精神水平，借鑒張一力 （2005）［17］的研究， 用私營企業(yè)從業(yè)人員數(shù)代表該地區(qū)企業(yè)家精神水平。

人均物質資本存量k。資本存量的計算方法通常采用永續(xù)盤存法， 本文根據(jù)單豪杰 （2008）［18］的測算結果，推算出2007～2018年各地區(qū)的物質資本存量，以1990年的可比價對物質資本存量進行換算，最后計算出人均物質資本存量k。

地區(qū)生產率A。本文分別用人均技術成交額tech、進出口總額占GDP比重open來分別衡量該地區(qū)的技術水平和對外開放水平，用這兩個指標代表該地區(qū)生產率。以1990年的可比價對人均技術成交額進行了換算。

表1 變量描述性統(tǒng)計

2.3 人力資本結構在經濟發(fā)展不同階段的實證分析

普通的分位數(shù)回歸主要是針對截面數(shù)據(jù)分析的，并沒有考慮到時間效應。本文借鑒Powell（2016）［19］提出的面板分位數(shù)回歸，采用馬爾可夫鏈蒙特卡羅法，同時考慮到個體效應和時間效應，對計量回歸方程進行分析，選取了具有代表性的0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位點。在 Hausman檢驗的基礎上，識別出采用傳統(tǒng)固定效應模型，將固定效應模型結果與面板分位數(shù)回歸結果進行對比。此外，對核心變量取對數(shù)，減少了數(shù)據(jù)的波動性，避免 “異方差”現(xiàn)象，結果如表2所示。

從固定效應結果看，模型中各主要變量對經濟增長的作用整體上比較顯著。其中，專業(yè)人力資本、企業(yè)家精神、物質資本和對外開放對經濟增長的影響較為明顯；從分位數(shù)回歸的結果來看，3種人力資本類型呈現(xiàn)出不同的變化特征。其中，普通人力資本的回歸系數(shù)在經濟增長0.1、0.3和0.5分位點上通過了顯著性檢驗，分別為0.530、0.290和0.212，呈現(xiàn)出逐漸減小的趨勢，而在0.7和0.9分位點上并沒有通過顯著性檢驗，說明普通人力資本在經濟增長不同分位點的作用不一樣，總體上呈現(xiàn)出減弱趨勢直至影響不顯著。專業(yè)人力資本的回歸系數(shù)在經濟增長0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位點上均通過了顯著性檢驗，分別為0.0412、0.0547、0.0801、0.0924和0.121，呈現(xiàn)出逐漸增長的趨勢，說明專業(yè)人力資本隨著經濟增長分位點的增加，其作用效果越來越明顯，隨著經濟的增長，專業(yè)人力資本發(fā)揮的作用越來越重要。企業(yè)家精神的回歸系數(shù)在經濟增長0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位點上也均通過了顯著性檢驗，分別為0.183、0.186、0.163、0.165和0.144，影響作用略有降低，企業(yè)家精神在經濟增長較低分位點上，會發(fā)揮較大的作用，然而，在經濟增長較高分位點上，企業(yè)家精神對經濟增長的作用有所減弱。

表2 不同類型人力資本對區(qū)域經濟增長不同階段的回歸分析

3 企業(yè)實證分析

3.1 計量模型設定

對式 （13）進行簡化處理，最后可以得到截面數(shù)據(jù)回歸方程 （15）：

式 （15）中，i表示地區(qū)，j表示企業(yè)。被解釋變量yi，j表示i地區(qū)j企業(yè)的產出水平，Ai表示i地區(qū)的綜合競爭力，反映了該地區(qū)的技術水平、制度等因素，hhi表示i地區(qū)的專業(yè)人力資本存量，lhi，j表示i地區(qū)j企業(yè)的勞動者人力資本水平，表示i地區(qū)j企業(yè)的企業(yè)家精神水平，ki，j表示i地區(qū)j企業(yè)用于生產投入的物質資本，li，j表示i地區(qū)j企業(yè)中勞動者數(shù)量，εi，j是隨機誤差項。另外，α2、β2、γ2、δ2、η2為待估參數(shù)， 表示各個解釋變量的彈性系數(shù)。

3.2 數(shù)據(jù)來源與變量設計

企業(yè)層面研究的原始數(shù)據(jù)來源于私營企業(yè)研究課題組在2016年組織的全國私營企業(yè)抽樣調查，本次問卷中涉及到企業(yè)家接受的教育層次、工人的培訓投入、企業(yè)員工數(shù)量等核心問題，能夠代表本文所關注的人力資本變量指標。研究中用到的主要變量具體含義以及原始調查問卷中問題設計情況如表3所示。

這次調查總共發(fā)放了5870份問卷，最終回收5614份，總回收率達到95.63%，剔除一些不符合客觀事實和數(shù)據(jù)缺失過多的樣本，各主要變量的樣本數(shù)如表4所示。

3.3 人力資本的異質性對企業(yè)產出的實證分析

將被解釋變量凈利潤y與解釋變量企業(yè)家受教育程度he、職工培訓投入lh、勞動者人數(shù)l、專業(yè)人力資本存量hh、資本投入k等進行OLS回歸，并且依次加入控制變量企業(yè)年齡fage、企業(yè)家年齡age、企業(yè)家性別gender、企業(yè)家的宗教信仰religion等，得到回歸結果如表5所示。

表5列 （1）中，變量企業(yè)家受教育程度he、職工培訓投入lh、勞動者人數(shù)l、資本投入k、企業(yè)年齡fage的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下通過檢驗，企業(yè)家性別gender的估計系數(shù)在10%的顯著性水平下通過檢驗，初步說明這些變量對企業(yè)產出具有顯著的促進作用，而地區(qū)專業(yè)人力資本存量hh、企業(yè)家年齡age的作用效果并不明顯。列 （2）在列 （1）的基礎上，加入控制變量企業(yè)家的宗教信仰religion，此時各變量對企業(yè)產出的估計系數(shù)并沒有出現(xiàn)較大變化。進一步，在列（3）～（5）中依次分別加入變量企業(yè)家是否為人大代表rddb、企業(yè)家是否為政協(xié)委員zxwy以及企業(yè)家是否在政府部門擔任職務drzw后，變量企業(yè)家受教育程度he、職工培訓投入lh、勞動者人數(shù)l、資本投入k的估計系數(shù)依然在1%的顯著性水平下通過檢驗，企業(yè)家是否為政協(xié)委員zxwy也對企業(yè)產出有明顯的影響，而企業(yè)年齡fage的顯著性水平逐漸降低，估計系數(shù)也減小，企業(yè)家性別gender對企業(yè)產出的影響不再顯著，說明考慮更多因素后，企業(yè)年齡fage和企業(yè)家性別gender對企業(yè)產出的影響可能并不明顯。列 （6）和列 （7）是分別繼續(xù)控制了產業(yè)和地區(qū)之后的估計結果，所關注的解釋變量企業(yè)家受教育程度he、職工培訓投入lh、勞動者人數(shù)l、資本投入k回歸結果依然非常穩(wěn)健。

表3 變量含義與設計

表4 變量描述性統(tǒng)計

表5 人力資本對企業(yè)產出影響

續(xù) 表

3.4 基于不同行業(yè)下企業(yè)的穩(wěn)健性檢驗

本文利用分位數(shù)回歸方法，分產業(yè)來分析人力資本對企業(yè)產出的影響。表6是分產業(yè)人力資本對企業(yè)產出影響的分位數(shù)回歸結果。由于第一產業(yè)樣本量較少，所以將制造業(yè)和服務業(yè)進行對比分析，為了便于比較，針對不同產業(yè)列出了0.2、0.5和0.8分位點。

表6 人力資本對不同產業(yè)企業(yè)的產出影響

續(xù) 表

在制造業(yè)企業(yè)中，企業(yè)家受教育程度在企業(yè)產出0.2、0.5和0.8分位點上對其估計系數(shù)分別為0.0877、0.0819和0.0967，呈現(xiàn)出增大趨勢，而在服務業(yè)企業(yè)中，企業(yè)家受教育程度在3個分位點上對其估計系數(shù)并沒有通過顯著性檢驗，隨著企業(yè)產出的增加，企業(yè)家精神對制造業(yè)企業(yè)產出的影響一直比較明顯，而對服務業(yè)企業(yè)沒有明顯的促進效果。職工培訓投入在制造業(yè)企業(yè)產出0.2、0.5和0.8分位點上對其估計系數(shù)分別為0.380、0.284和0.164，呈現(xiàn)出減小趨勢，職工培訓投入只有在服務業(yè)企業(yè)產出0.8分位點上對其估計系數(shù)通過10%顯著性檢驗，可以得出，職工培訓的投入對制造業(yè)企業(yè)的作用效果比較明顯，隨著產出分位點的增加，其作用效果越來越小。地區(qū)專業(yè)人力資本在制造業(yè)企業(yè)產出0.2、0.5和0.8分位點上對其估計系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，而在服務業(yè)企業(yè)產出0.8分位點上對其估計系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗，說明地區(qū)專業(yè)人力資本對服務業(yè)企業(yè)高分位數(shù)上的作用效果比較顯著。

4 結論與建議

本文得出主要結論有：（1）人力資本結構與經濟發(fā)展階段存在一種最優(yōu)匹配機制；（2）在經濟高速增長階段，私營企業(yè)數(shù)量較少但增長較快，對于提高我國資源配置效率和生產率提高發(fā)揮了很大作用。當經濟轉型向高質量發(fā)展，面臨的挑戰(zhàn)是以私營企業(yè)主為代表的企業(yè)家精神對經濟增長的拉動作用有所減弱； （3）企業(yè)家受教育程度、職工培訓投入、雇傭員工質量、企業(yè)資本投入對企業(yè)利潤的提高具有穩(wěn)定的促進作用，而企業(yè)家精神對不同行業(yè)的影響存在著結構性差別。在市場化程度比較高的環(huán)境下，企業(yè)家精神發(fā)揮的作用更加重要。

上述研究結論，對地方政府科學制定人才政策、優(yōu)化人力資本、增強區(qū)域經濟高質量發(fā)展動能具有重要的指導意義：（1）精準人才定位。地方政府應根據(jù)本地區(qū)經濟發(fā)展的實際特征，精準定位，實事求是地制定人才引進政策，而不是 “從眾性”的搶高端人才，探究最合適的人力資本，優(yōu)化改進人力資本，提高人力資本與本地經濟發(fā)展的匹配效率；（2）把政策著力點放在激發(fā)、培育和保護企業(yè)家精神上。地方政府應該進一步完善營商環(huán)境，重點是深化市場化改革，為民營企業(yè)提供培育、發(fā)展和成長的土壤環(huán)境，以孵化企業(yè)為目標，重點挖掘企業(yè)家精神，通過企業(yè)家精神提高本地區(qū)的資源優(yōu)化配置效率，尤其是經濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，存在著大量資源要素的扭曲；（3）提升人力資本水平。無論是區(qū)域經濟發(fā)展還是企業(yè)利潤的提高，人力資本都是重要的影響要素。企業(yè)自身要重視人才隊伍的建設和資金投入，提升職工的綜合素質和業(yè)務技能。地方政府也應該加大地方教育資源投入，尤其是職業(yè)教育投入和發(fā)展，中、高端專業(yè)技能人才是地方經濟發(fā)展最重要的中堅力量。