創(chuàng)新型人才對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻率研究
——基于長三角地區(qū)的比較

王曉東， 何 剛 ， 侯小宇

(安徽理工大學 經(jīng)濟與管理學院，安徽 淮南 232001)

一、引言

人力資本的高級化能夠推動我國技術(shù)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整升級。創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，即通過加大科技含量來提高生產(chǎn)要素質(zhì)量，憑借效率來實現(xiàn)經(jīng)濟增長。國家將人才放在領先發(fā)展位置，促使人力資本占據(jù)社會及經(jīng)濟發(fā)展的領先地位。創(chuàng)新型人力資本具有高知識儲備，能夠極大提高勞動力生產(chǎn)效率，克服由于物質(zhì)資本邊際報酬遞減導致的經(jīng)濟增長緩慢弊端，并最終實現(xiàn)長期邊際報酬遞增。2019年《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》發(fā)布，指出長三角要堅持創(chuàng)新共建，促進人才流動和科研資源共享，落實創(chuàng)新發(fā)展。長三角開放程度高，科技創(chuàng)新優(yōu)勢明顯，經(jīng)濟發(fā)展活躍，因此要抓住機遇，挑起創(chuàng)新發(fā)展先行者重擔。

1960年人力資本理論誕生[1]，關(guān)于其研究就此展開。國內(nèi)外學者從不同角度探討了創(chuàng)新型人力資本。在其定義及特點方面，Nelson、Phelps指出：創(chuàng)新型人力資本具有社會稀缺性的創(chuàng)新能力，即Schumpeter和Schultz所指的發(fā)現(xiàn)市場非均衡、使市場恢復均衡的能力[2-3]。在其存量度量方面，近些年來的研究主要是基于產(chǎn)出的勞動報酬法[4]和基于投入的累計成本法[5-6]、教育經(jīng)費法[7]等。國內(nèi)學者運用受教育年限法居多，即將總?cè)丝赱8]或者從業(yè)人員[9-10]中各教育程度人數(shù)，亦或者高等教育畢業(yè)生人數(shù)[11]乘以對應的平均受教育年限來衡量創(chuàng)新型人力資本。人力資本被度量后以何種形式引入模型來建立其與經(jīng)濟增長的關(guān)系，曼昆(N.G.Mankiw)、羅默(D.Romer)和韋爾(D.N.Weil)提出了擴展的索羅模型，將人力資本作為影響經(jīng)濟增長的因素之一[12]。國內(nèi)學者較多運用索羅模型與C-D生產(chǎn)函數(shù)研究人力資本對經(jīng)濟增長的作用，結(jié)合回歸模型[13]、收入分額法[14]、勢效系數(shù)法[15]等方法計算要素產(chǎn)出彈性。近些年來，創(chuàng)新型人力資本地位日益顯現(xiàn)，眾多學者開始研究其對經(jīng)濟增長的影響，方超[16]實證測算得出我國研究生人力資本1996—2013年間的貢獻值為8.07%，對經(jīng)濟增長有正向驅(qū)動作用但作用力仍低于物質(zhì)資本。張桅、胡艷[17]基于長三角2000—2018年面板數(shù)據(jù)，從區(qū)域整體和內(nèi)部兩個視角研究創(chuàng)新型人力資本對綠色全要素生產(chǎn)率(GTFP)的空間效應，結(jié)果表明長三角創(chuàng)新性人力資本區(qū)域分布不均、GTFP水平差異明顯。

基于以上研究發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外學者研究成果豐富，但對于創(chuàng)新型人力資本與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究近年來才逐漸開始，理論體系和研究方法還有待完善。此外，鮮有學者對區(qū)域間創(chuàng)新型人力資本的貢獻率進行比較。因此，本文基于長三角2000—2019年數(shù)據(jù)，針對創(chuàng)新型人力資本，深化對其的認識，探討其存量的計量方法，深入研究其存量對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用機制，最終探索出能夠有效培育、利用創(chuàng)新型人力資本來促進長三角發(fā)展的可實踐方法。

二、模型構(gòu)建與指標選取

(一) 模型構(gòu)建

1. 擴展的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)

基于改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)將創(chuàng)新型人力資本作為生產(chǎn)要素納入經(jīng)濟增長模型，描述某一時間點各要素投入與產(chǎn)出的關(guān)系，計量模型如下

(1)

式中，Y表示總產(chǎn)出；At、Kt、Lt、CHt分別表示技術(shù)水平、物質(zhì)資本存量、勞動力資本投入以及創(chuàng)新型人力資本存量；α、β、γ分別為對應要素的產(chǎn)出彈性。

該模型假定規(guī)模報酬不變(即a+β=1)，物質(zhì)資本與人力資本之間存在固定替代性。借鑒黃海軍等[18]的研究方法，為降低自變量之間的多重共線性概率，將C-D生產(chǎn)函數(shù)的變量取勞動力平均水平，得到勞動力平均水平的C-D生產(chǎn)函數(shù)

(2)

2.多元線性回歸模型

為便于回歸分析，將式(2)兩邊取對數(shù)，變換后的基礎回歸方程如下

lnYt-lnLt=lnAt+α(lnKt-lnLt) +γlnCHt

(3)

3.貢獻率測算模型

為有效測度各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率，求得式(1)的差分方程為

(4)

物質(zhì)資本的貢獻率

(5)

勞動力資本貢獻率

(6)

創(chuàng)新型人力資本貢獻率

(7)

(二)指標選取與度量

1.經(jīng)濟增長Y

采用生產(chǎn)總值指標。為去除價格因素的影響，有效反應經(jīng)濟的實際增長情況，本文利用各年名義GDP和GDP價格指數(shù)(上年=100)，以2000年為基準年的可比價，將名義地區(qū)生產(chǎn)總值轉(zhuǎn)換為可以進行不同年份間比較的實際值[19]。

2.物質(zhì)資本存量K

物質(zhì)資本是指長期存在的生產(chǎn)物資形式。本文存量的測算是基于永續(xù)盤存法，借鑒張軍(2004)的操作步驟，即在估計一個基準年的物質(zhì)資本存量后采用永續(xù)盤存法按不變價格計算得出[20]，公式如下

Kit=Kit-1(1-δit)+Iit

(8)

式中，本文研究所用的基年物質(zhì)資本存量為張軍計算的以2000年為不變價格的數(shù)值，2000年上海市、江蘇省、浙江省、安徽省的物質(zhì)資本存量分別為10 809億元、15 642億元、10 798億元、5 391億元[20]；Iit表示投資流量，本文研究用以2000年換算的實際固定資本形成總額表示；δit表示經(jīng)濟折舊率，采用固定值9.6%表示[20]。

3.勞動力資本投入量L

勞動力是指具有勞動能力的人。本文用年末全社會從業(yè)人員數(shù)表示。

4.創(chuàng)新型人力資本存量CH

舒爾茨將“人”視為“資本”，認為人力資本的關(guān)鍵性投資在于教育。創(chuàng)新型人力資本具有社會稀缺的創(chuàng)新能力。林志偉指出創(chuàng)新與專業(yè)知識相關(guān)，而專業(yè)知識與受教育水平有直接聯(lián)系[19]。張根明等認為地區(qū)一定時點上擁有的創(chuàng)新型人力資本總量即創(chuàng)新型人力資本存量[11]。受教育年限法兼顧受教育層級與時間跨度，且其數(shù)據(jù)易獲取，被眾多學者所采用。人具有跨區(qū)域流動性，其受教育程度并不一定為該地區(qū)做出經(jīng)濟增長貢獻。因此本文采用從業(yè)人員教育分布來衡量人力資本[10]，將普通高等教育大專及以上人員作為創(chuàng)新型人力資本，采用受教育年限法，用從業(yè)人員中受教育水平為大專及以上的人數(shù)乘以對應的累計受教育年限來估計創(chuàng)新型人力資本存量，計算公式為

CHt=ωt1LtHt1+ωt2LtHt2

(9)

式中，ωt1、ωt2分別為第t年就業(yè)人員中普通高等教育本專科生、研究生所占比例；Lt為第t年的就業(yè)人數(shù)；普通高等教育本?？粕塾嬆晗轍t1，本文設定為16年；研究生的累計受教育年限Ht2為20年。

(三)數(shù)據(jù)來源說明

本文數(shù)據(jù)GDP及其價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資及其價格指數(shù)、社會從業(yè)人數(shù)來自于各省市的統(tǒng)計年鑒；分地區(qū)就業(yè)人數(shù)中大專、本科及研究生所占比例的原始數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。其中，《中國勞動統(tǒng)計年鑒》未公布的2000年勞動力的大專、本科及研究生占比采用歷年自然增長率計算[21]。

三、實證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

為解決數(shù)據(jù)不平穩(wěn)及可能存在的異方差問題，避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文對各區(qū)域各變量進行了Fisher-ADF平穩(wěn)性檢驗(見表1)，結(jié)果顯示除安徽省的lnYt變量不顯著外，其余所有變量均具有序列平穩(wěn)性，因此可以進行回歸分析。

表 1 ADF單位根檢驗

(二)回歸分析及生產(chǎn)函數(shù)結(jié)果

運用Stata15.1軟件對長三角整體以及內(nèi)部的“一市三省”分別進行多元回歸分析，回歸結(jié)果如表2所示。各區(qū)域模型的相關(guān)系數(shù)均在95%以上，說明模型的擬合優(yōu)度較好，回歸方程極顯著。除浙江省lnCHt變量的系數(shù)在0.1水平下顯著外，其余各地區(qū)各變量的t統(tǒng)計量對應的P值均小于0.01，自變量對因變量具有極其顯著的影響。

表2 創(chuàng)新型人才對經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果

將上述各變量系數(shù)代入回歸方程，變?yōu)镃-D生產(chǎn)函數(shù)形式，各要素產(chǎn)出彈性如表3所示。以長三角整體為例，在既定條件下物資資本、勞動力資本、創(chuàng)新型人力資本變化1%，將會分別引起經(jīng)濟增長變化率約1.313%、-0.313%、0.427%。在“一市三省”中上海市創(chuàng)新型人力資本存量的產(chǎn)出彈性明顯高于其他三省，為0.512，其次為安徽省，浙江省創(chuàng)新型人力資本的產(chǎn)出彈性值最小，僅為0.128。

表3 C-D生產(chǎn)函數(shù)各要素產(chǎn)出彈性值

(三)各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率結(jié)果

利用C-D生產(chǎn)函數(shù)中各個要素的彈性系數(shù)以及各要素及經(jīng)濟增長的增長率，可以估計各要素對經(jīng)濟增長的貢獻程度，2000—2019年間各生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的貢獻率結(jié)果見表4。

表4 2001—2019年區(qū)域各要素年均增長率及貢獻率

1.從長三角整體分析

由表4數(shù)據(jù)可知，長三角2001—2019年間各要素對經(jīng)濟增長的平均貢獻率大小為：物質(zhì)資本存量(58.34%)>創(chuàng)新型人力資本存量(47.44%)>勞動力資本投入量(-3.50%)。該數(shù)據(jù)說明長三角以物質(zhì)拉動經(jīng)濟為主要增長形式，創(chuàng)新型人力資本緊隨其后，勞動力投入貢獻率為負數(shù)，說明經(jīng)濟增長與勞動力數(shù)量聯(lián)系不大，對貢獻率影響更為重要的是勞動力的質(zhì)量，即創(chuàng)新型人力資本。分階段看，2001—2009年間物質(zhì)資本和創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率差距不斷縮小，2010—2017年創(chuàng)新型人力資本貢獻率呈“W”型減小趨勢，2017年后創(chuàng)新型人力資本貢獻率穩(wěn)步提高(見圖1)。創(chuàng)新型人力資本貢獻率波動大、不穩(wěn)定的原因為創(chuàng)新型人力資本雖正向增長，但是增長速率不穩(wěn)定(見圖2)。根據(jù)創(chuàng)新型人力資本的衡量指標可知，創(chuàng)新型人力資本受就業(yè)人員中高等教育學歷人數(shù)占比的影響。近年來，我國雖然不斷提倡創(chuàng)新驅(qū)動，實施科教興國和人才強國戰(zhàn)略，每年的高等學校招收比例都不斷增加，但我國是勞動力人口大國，勞動力基數(shù)大，低層次水平人數(shù)也多，高等教育發(fā)展較晚，高等學歷人員基數(shù)小，累積效應還不足夠。

圖1 長三角各要素貢獻率趨勢圖

圖2 長三角各要素增長速率

2.從長三角內(nèi)部各省市分析

長三角創(chuàng)新型人力資本區(qū)域分布不均勻，這與張桅等研究結(jié)論相一致[17]，各省市2001—2019年創(chuàng)新型人力資本貢獻率如圖3所示。從總體上來看，“一市三省”2001—2019年創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率均表現(xiàn)出與長三角整體一樣不穩(wěn)定的態(tài)勢。其中，上海市創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的平均貢獻率最大，安徽省緊隨其后，但是兩地區(qū)波動也相對來說較大；江蘇省和浙江省創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率水平相差不大，且2011年后的貢獻率基本相同，并且表現(xiàn)出同增同減的趨勢。各省市在2017年后創(chuàng)新型人力資本貢獻率均呈現(xiàn)穩(wěn)步上漲趨勢。

圖3 長三角“一市三省”創(chuàng)新型人力資本貢獻率趨勢圖

四、結(jié)論與對策

本文利用長三角2000—2018年面板數(shù)據(jù)，運用基于改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)實證分析了創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率。得出以下結(jié)論：

第一，創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長具有正向驅(qū)動作用，但無論是長三角整體，還是內(nèi)部的“一市三省”各區(qū)域，創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的影響作用率，各年間均小于物質(zhì)資本?！耙皇腥　敝猩虾Ｊ袆?chuàng)新型人力資本貢獻率明顯高于其他三省?？傮w來說，長三角還處于依靠物質(zhì)資本擴張的粗放型增長方式。作為創(chuàng)新經(jīng)濟高地，長三角還需進一步加大對創(chuàng)新型人力資本的重視程度，積極貫徹“人才強國”戰(zhàn)略。

第二，創(chuàng)新型人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率呈現(xiàn)“W”型波動。從衡量指標上看，創(chuàng)新型人力資本受就業(yè)人員中普通高等教育?？萍耙陨蠈W歷占比的影響，創(chuàng)新型人力資本貢獻率波動大，其一是由于普通高等院校招生增長速率不穩(wěn)定，其二是因為我國是勞動力人口大國，中低水平教育勞動人員基數(shù)大，高水平學歷人員累積效應不足。

基于上述結(jié)論，結(jié)合長三角近年來實際情況，據(jù)以作下列對策建議：

第一，加大高等教育經(jīng)費投入，重視創(chuàng)新型人才培養(yǎng)。創(chuàng)新型人力資本的原始動力源是高等學歷人才。教育是提高人力資本質(zhì)量的重要手段。高等教育能夠通過自身發(fā)展?jié)撃茉鲞M人力資本積累進而促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化[22]。高等院校要開拓多種渠道籌集資金，夯實教育人力資本根基，提高師資隊伍素質(zhì)，加強產(chǎn)學研密切合作，創(chuàng)新辦學模式，提升教育培養(yǎng)水平，進而提高創(chuàng)新型人才質(zhì)量。

第二，引導創(chuàng)新型人才正向流動。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)吸引創(chuàng)新型人才能力較強，在長三角地區(qū)中安徽省經(jīng)濟較為落后，但是安徽省高校數(shù)量卻僅次于江蘇省。因此像安徽省這樣高校數(shù)量多，創(chuàng)新型人才含有潛力大的地區(qū)更要建立各種激勵機制，增加人才就業(yè)機會，確保能夠留住為本土所用。此外有研究表明增加勞動者報酬有助于增加勞動者接受教育年限，釋放“人力資本紅利”對經(jīng)濟增長的作用[23]。另一方面，加強創(chuàng)新型人才引進，鼓勵各區(qū)域開展多層次國際科技活動。長三角這類創(chuàng)新高地應充分發(fā)揮華僑華商資本、人脈等資源優(yōu)勢，擴大民間交往，吸引外來高端人才。

第三，強化一體化思維。我國目前還存在著教育資源配置不公、人才流動存在壁壘進而導致的經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)的人力資本流動不足等問題。國家應實施一定舉措來加強人才間的學習協(xié)作。在長三角中，上海市創(chuàng)新型人力資本作用表現(xiàn)最為突出。作為科技創(chuàng)新大市，上海市要充分發(fā)揮其創(chuàng)新龍頭作用，強化其創(chuàng)新優(yōu)勢，以“一體化”思維加強滬蘇浙皖的政策銜接與聯(lián)動，實現(xiàn)各區(qū)域的優(yōu)勢互補。