农村人力资本对农村经济增长贡献的实证检验

贾

(西安财经学院 经济学院,西安710069)

0 引言

近几十年来,人力资本在经济增长中的作用越来越受到经济学家的重视。舒尔茨(Schults,T.W.)在1960年就指出,“国民产出的增加一直比土地、人时和再生性物质资本的增加幅度大,人力资本投资很可能是造成这种差别的主要原因[1]。”20世纪80年代中后期以来,新增长理论的主要代表人物卢卡斯(Robert Lucas,1988)和罗默(Paul Romer,1990)都把人力资本纳入经济增长模型[2-3],强调人力资本在经济增长中的效应。

国内方面，侯风云、徐慧（2004）[4]在利用内生增长理论分析人力资本外部性的基础上，对城市和农村人力资本溢出效应进行了区别，指出城市人力资本溢出效应主要表现为内溢，农村人力资本溢出效应则主要表现为外溢，从而形成了农村对城市发展的有力支持。李勋来等(2005)[5]通过对我国农村人力资本与农村经济增长的关系进行研究,物质资本投入对农村产出增长的贡献率最大,而劳动力投入和人力资本投入的贡献率较小,其原因主要是由于劳动力投入和人力资本投入的增长率远远小于物质资本的增长率。朱长存、马敬芝（2009）[6]在《农村人力资本的广义外溢性与城乡收入差距》中，估算了农村人力资本转移过程中的外溢性价值，并测算了其对城乡收入差距的影响程度，认为要缩小城乡收入差距，必须采取措施减少农村劳动力转移过程中的人力资本外溢性。周群、王大勇（2007）[7]在《人力资本的外溢性与经济增长—基于1990～2004年中国数据的实证检验》中，采用卢卡斯人力资本溢出模型进行人力资本对经济增长贡献的实证分析,显现了考虑与不考虑人力资本外溢性的差别。虽然众多学者对人力资本溢出效应进行了较为广泛的、深入的探讨,但是在不考虑与考虑人力资本外溢性情况下，测算我国农村人力资本对农村经济增长的贡献率的研究却相对较少,缺乏系统性。有鉴于此，本文将运用人力资本外部收益模型在不考虑与考虑人力资本外溢性情况下，分别测算我国农村人力资本对农村经济增长的贡献。

1 我国农村人力资本对农村经济增长贡献的实证检验和计量分析

人力资本的度量方法有多种,常用的有教育投资法和教育年限法。教育投资支出包括国家、个人各方面的支出,因此数据的可获得性较差。本文采用教育年限法来度量人力资本。所谓教育年限法,就是把从业人员先按受教育的程度进行分类,再按不同的类别给予权重,最后加权求和①平均受教育年限=不识字或少识字程度人数比例×1+小学程度人数比例×6+初中程度人数比例×9十高中程度人数比例×12十中专程度人数比例×l3十大专及大专以上程度人数比例×15。。

人力资本存量平均水平以人力资本存量总数除以从业人员数来计量，物质资本的存量以农村固定资产投资来计量，经济增长以农村劳动力人均纯收入来计量。

在回归分析中，本文使用了中国1996～2010年的年度数据进行分析，原始数据均来自《中国农村统计年鉴》、《中国人口年鉴》和《中国教育年鉴》（1996～2010年）。

1.1 不考虑人力资本的外溢性,人力资本对经济增长的贡献

借鉴具有物质资本与人力资本的单部门增长模型,将柯布—道格拉斯生产函数变形为：Yt=A(t)KtαHtβ其中：Yt为GDP,A(t)为技术进步,Kt记物质资本的存量,Ht为人力资本存量,α,β分别表示资本投入边际产出弹性系数和人力资本产出弹性系数。两边取对数得：ln Yt=lnA(t)+αlnKt+βlnHt。

由于选用的数据为时间序列数据，因此我们在进行回归分析前要对相关时间序列进行检验并修正。

1.1.1 平稳性检验

由于单位根检验的优良性质，大多数学者在对时间序列进行平稳性检验时，都采用单位根检验，因此本文采用单位根检验来判断时间序列变量的平稳性并对不平稳序列采用差分方式平稳化，结果如表1所示：

表1 序列平稳性检验结果

表1中检验结果显示，变量LnY、LnK、的T统计值分别为0.7236、2.4156、均大于5%水平下的临界值，所以不能拒绝原假设，即样本区间内LnY、LnK序列都是非平稳的；而经过一阶差分后ΔLnY、ΔLnK的T统计值分别为-4.7692、-4.8435，都小于5%水平下的临界值，因此样本区间内ΔLnY、ΔLnK、ΔLnH都为平稳序列。

1.1.2 对残差序列进行检验

对原方程进行回归分析后，对得到的残差序列进行平稳性检验时我们仍然使用单位根检验[8]，结果如表2所示：

表2 的单位根检验

表2 的单位根检验

注：为LnY对LnK和LnH回归后得到的参差序列。

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

1.1.3 误差修正模型回归

由于原始方程回归得到的残差项都具有协整关系，因此，建立如下误差修正模型：

由于原始方程回归得到的残差项都具有协整关系，因此，建立如下误差修正模型：

将数据代入上式中，回归可得下列回归方程②回归方程中，*表示T统计值通过1%的显著性水平检验；**表示T统计值通过5%的显著性水平检验,下同。：

从上面的回归分析的结果来看，回归系数通过了T检验，方程整体也通过了F检验，显著水平较高,且方程的拟合优度较好（Rˉ2=0.8078），这说明方程自变量对因变量的解释能力很强。因此说明中国农村GDP与物质资本存量K和农村人力资本存量H有显著的柯布—道格拉斯生产函数关系。把系数带入函数关系式得：

1.1.4 人力资本对农村经济增长贡献率的计算

综合要素贡献率=1-物质资本贡献率-人力资本贡献率

由以上公式计算出各要素对产出的贡献率如表3所示：

表3 1995～2009年农村物质资本和人力资本对农村经济增长的贡献率（单位：%）

中国1995～2009年的农村经济增长主要动力来自于农村物质资本的投入，农村物质资本对农村经济增长的贡献率为89.95%，而在不考虑人力资本外溢性的情况下，农村人力资本存量的贡献率仅为3.50%。

1.2 考虑人力资本的外溢性,人力资本对经济增长的贡献

同上,通过EVIEWS6.0软件做回归分析,可得回归方程：

由此可看出回归系数通过了T检验，方程整体也通过了F检验，显著水平较高,且方程的拟合优度较高（Rˉ2=0.996）。反映了我国农村经济增长符合卢卡斯人力资本外溢性生产函数关系式。将α,β进行正则化处理：

1.3 贡献率的计算

人力资本的贡献率=劳动力的贡献率+人力资本平均水平贡献率

物质资本的贡献率和综合要素贡献率的计算参照相关的计算公式。以此为基础，计算出各要素对产出的贡献率（见表4）。

表4 1995～2009年农村物质资本和人力资本对农村经济增长的贡献率 （单位：%）

2 结论及政策建议

（1）在考虑了人力资本外溢性的情况下,人力资本对农村经济增长的贡献明显增强,比不考虑人力资本外溢性高出6.37个百分点。

（4）综合要素贡献率高出不考虑人力资本外溢性模型的贡献率34.32个百分点，这是因为综合要素中隐含了一定的知识增长，那些不能由劳动力受教育年限完全反映出来的贡献（如由知识的累积效应，外溢效应所导致的隐含的规模经济等）通常被归入了综合要素贡献率中，而这也是人力资本贡献的一部分。可见，提高农村人力资本水平以及综合要素对农村经济增长的贡献率是保证经济持续、稳定、健康发展的根本出路。因此,当务之急是把经济增长方式从主要是靠物质资本的投入转变为以人力资本的投入为依托的增长方式,进而实现向以技术进步为主导的经济增长方式的转变。

[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]侯风云，徐慧.城乡发展差距的人力资本解释[J].理论学刊,2004，（2）.

[5]李勋来，李国平，李福柱.农村人力资本陷阱：对中国农村的验证与分析[J].中国农村观察，2005，(5).

[6]朱长存，马敬芝.农村人力资本的广义外溢性与城乡收入差距[J].中国农村观察，2009,（4）.

[7]周群,王大勇.人力资本的外溢性与经济增长—基于1990～2004年中国数据的实证检验[J].北京邮电大学学报(社会科学版),2007,(1).

[8]高铁梅.计量经济分析方法与建模EViews应用及实例（第二版）[M].北京：清华大学出版社,2009.