农村人力资本投资结构与内生经济增长

郑 震

一、引 言

从经济学角度考虑，经济增长是指一国（或一地区）在一定时期内所生产的商品和劳务总量的增长。宏观经济学将经济增长分为外延式增长和内涵式增长。外延式增长，也称为投入型增长，是指由投入要素的增加而引起的经济总量增加；内涵式增长，又称效率型增长，是指由市场效率、技术进步、组织创新及能力实现等引起的经济增长。众多学者已形成共识：经济可持续增长不仅取决于物质要素的投入和积累，而且取决于能推动技术进步的人力资本要素的投入与积累。舒尔茨（1962）指出人力资本投资是经济增长的一个重要解释变量，可以在很大程度上解释相近的要素投入却带来较大的产出差别。这种差别主要体现在劳动者收入水平和劳动生产效率等方面。贝克尔（Becker）指出，“对于人力的投资是多方面的，其中主要是教育支出、保健支出、劳动力国内流动的支出或用于移民入境的支出等形成的人力资本”（1964）。这在一定程度上探析了人力资本投资结构问题。Dension（1967）、Jorgenson和 Griliches（1967）从异质劳动对促进经济增长的关系方面进行了探析，这说明人力资本投资结构问题有了进一步的分析。

纵观人力资本对经济增长理论的发展历史，舒尔茨指出了人力资本收益递增将促进经济增长，但定性分析较多。罗默（1986）建立了知识溢出模型，认为长期经济增长主要是由知识积累推动的，但忽视了教育及其他人力资本投资方式对知识技术进步的决定作用，以及对经济增长的作用。卢卡斯（1988）建立了人力资本溢出模型，此模型将人力资本作为生产要素引入其中，揭示了经济增长的根本动力，但他没有将正规教育和“干中学”两种人力资本积累方式结合起来，也没有考虑其他如在职培训、医疗保健等人力资本投资方式。Mankiw、Romer和Weil（1992）构造了一个包含人力资本要素在内的外生经济增长模型，并采用经验数据加以证明，指出了人力资本因素带来了地区经济增长差距和劳动者收入差距。不难看出，上述从人力资本角度对经济增长促进作用的研究，大多侧重于人力资本投资数量对经济增长的影响，而忽视了人力资本投资结构对经济增长的影响。

对于人力资本投资促进经济增长的实证研究方面，国内外很多学者做了突出贡献，如Sengupta（1993）Brro（1993）Benhabit和Spiegel（1994）、Pritch-ett（1996）等，但得出了许多不同的结论，这可能与他们忽略了人力资本投资结构问题有关系。如国内的郭继强（2005）、杨建芳（2006）等，他们都借助了MRW模型实证分析了人力资本投资结构对经济增长的影响。另外余长林（2006）构建了一个包含教育资本和健康资本的内生经济增长理论模型，但未加以实证分析。

综观文献，目前关于农村人力资本投资结构对经济增长的影响研究还很少。我国是一个农业大国，农村人口占到近2／3，农村人口对经济增长的贡献是巨大的。根据中国社会科学院农村发展研究所和国家统计局农村经济调查总队编写的《农村经济绿皮书》关于GDP的划分，可以发现，农村GDP的比重占到1／2左右。因此，本文拟将探析农村私人生产性教育投资、公共教育投资和私人医疗保健投资、公共医疗卫生支出对农村经济增长的影响。

本文结构安排如下：第二部分构建一个内生经济增长模型，分析农村私人生产性教育投资和公共教育投资、私人医疗保健投资和公共医疗卫生支出、包含教育投资和医疗保健投资在内的人力资本投资对经济增长绩效的内在影响机制；第三部分实证分析并检验上述模型；第四部分是结论及启示。

二、理论模型

Steger（2002）等指出资本可分为实物资本和人力资本。在此，我们参照刘长生等（2009）的研究，假设存在如下生产函数：

其中，y为社会产出，k为包含实物资本和人力资本在内的复合资本投入。实物资本kp的动态方程为：

其中，t为宏观税率，c为消费支出，δp为实物资本折旧率。人力资本的动态方程为：

其中，Ce,为私人生产性教育消费支出，Ch为私人医疗保健支出，Ge为政府对公共文化教育支出，Gh为政府对公共医疗卫生服务支出。μ1和μ2分别表示私人和政府人力资本投资结构转化为人力资本存量的不变的外生参数；β和γ分别为人力资本增量关于私人教育投资和政府教育投资的不变弹性。β,γ∈(0,1)

为简化问题的分析，将（3）式转化为：

其中，μ为私人和政府人力资本总投资结构转化为人力资本存量的不变的外生参数；Ie为私人和政府教育投资总额；Ih为私人和政府医疗卫生保健投资总额；η为人力资本增量关于私人和政府教育总投资的不变弹性，η∈(0,1)。

假设1：人力资本运动函数具有严格拟凹性质。即：h'(·)≻0，h"(·)≺0

再将（2）（4）式代入（5）式可得：

由（5）式可知，就整个社会经济体系而言，在实际资本总量一定的情形下，物资资本投资和人力资本投资是此消彼长的。假设用于人力资本投资的比重为ρ；由（4）式同样得到，在一定时期一个经济体系的人力资本投资总额一定时，教育投资和医疗卫生保健投资也存在此消彼长的关系。于是我们可得到：

由（7）构造拉格朗日函数得：

我们对（8）求一阶导数可得到余长生（2006）基本一致的推论1：当私人和政府人力资本投资总额一定时，只要选择教育投资与健康投资之间的恰当比例，就能使得人力资本增量达到最大化，而这个比例是人力资本增量对于教育投资的弹性。

同样道理，可得到推论2：当一个经济体系中复合资本总额一定时，只要选择物质资本投资和人力资本投资之间的恰当比例，就能使得社会产出，即经济增长达到最优化，而这个比例是经济增长量对人力资本投资的弹性。

三、实证分析：基于经验数据的单位根和协整检验

（一）变量的选择与数据说明

本文选择的样本数据为中国大陆31个省份1997－2010年的面板数据。农村经济产出、劳动和物质资本、人力资本等数据来自各省统计年鉴、农村统计年鉴及各年中国统计年鉴：（1）农村经济产出yt，用农村GDP表示，它包括第一产业增加值及农村第二、三产业增加值。本文主要采用中国社会科学院农村发展研究所和国家统计局农村社会经济调查总队编写的《农村经济绿皮书》（相关年份）中关于GDP的城乡划分，对GDP进行分解，计算得到农村GDP数据。单位：亿元；（2）总劳动用乡村劳动力总数表示；（3）物质资本用农村集体部位和农村居民个人固定资产投资额表示。（4）人力资本存量是借鉴胡德龙（2005）介绍的方法，用在各学制前乘以相应权数的方法度量人力资本，计算各级教育权数为：小学和初中都是1，高中教育是2.02，高等教育是6.69，计算各级教育所拥有的人力资本为，文盲半文盲的是0，小学文化程度的是6年，初中文化程度的是9年，高中文化程度的是15.06（9＋2.02×3）年，大专及以上文化程度的是 41.82（15.06＋4×6.69）年，最后用各级教育所拥有的人力资本与各级教育文化程度的从业人数占总从业人数的比例模拟得到。（5）私人生产性教育消费支出Cet和医疗保健支出Cht分别以各地区农村家庭人均文教娱乐用品及服务支出和人均医疗保健支出表示。（6）农村公共教育支出Get和农村公共医疗卫生保健支出Ght分别以各省份人均政府教育支出和人均医疗卫生保健支出表示。

为了探析地区差异，本文将全国31省份分为东、中、西、东北四个地理区域，东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆；东北地区包括辽宁、吉林、黑龙江，然后对其进行面板数据分析。

（二）私人生产性教育消费支出与医疗卫生保健支出、政府公共教育与医疗投资对人力资本增量的影响

基于上述理论分析，我们对私人生产性教育消费支出与医疗卫生保健支出、政府公共教育与医疗投资对人力资本增量的影响构建如下实证模型：

其中，αit为各解释变量的系数项，1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、分别为各省份不同时期人力资本、私人生产性教育消费支出、私人生产性医疗卫生保健支出、公共教育支出和公共医疗卫生服务支出的对数值。1nkipt为一个控制变量，以各省份农村物质资本存量与农村就业人数的比值表示，反映人均物质资本形成对农村人力资本增量的影响。在此，之所以取对数，主要是考虑到变量对数的差分近似地等于该变量的变化率。

在检验私人生产性教育消费支出与医疗卫生保健支出、政府公共教育与医疗投资对人力资本增量是否有协整关系前，需要首先对 1n kiht、1nCiet、Ciht、Gi-et、Giht、进行单位根检验。关于面板数据单位根检验的方法很多，且又各有优缺点。在此，我们选择最常用的ADF检验法（1999）进行检验，检验结果如下表1。

表1 变量的ADF平稳性检验结果

由表 1，我们可以发现，1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、的水平序列都不能拒绝有单位根的假设，但他们的一阶差分△1n kiht、△1nCiet、△Ciht、△Giet、△Giht、除了中部的△1nCiet和东北的△Ciht在5%的显著水平上拒绝有单位根的假设外，其余都在1%的显著水平上拒绝有单位根。这说明这些变量都是一阶单整序列。控制变量1n kipt的水平序列也不能拒绝有单位根的假设，但其一阶差分变量在1%的显著水平上拒绝有单位根假设，说明1n kipt也是一阶单整的。

然后，我们继续检验 1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、1n kiht是否存在协整关系。借助Eviews5.1先利用两步检验法先进行回归分析，再对其产生的残差序列进行单位根检验。结果如表2。表2中各变量的回归系数基本在1%或5%水平上显著，其残差的面板单位根检验除中部地区在5%水平上拒绝有单位根假设外，其他三个地区都在1%水平上拒绝有单位根假设，说明上述六个变量间具有协整关系，即说明私人教育投资和医疗卫生保健投资和公共教育支出和医疗卫生保健支出是地区人力资本增量多寡的长期影响因素，从而验证了假设1和推论1的正确性。从各地区回归系数分析，东部和东北地区各变量的回归系数高于全国水平；在中部，除了私人教育投资支出和人均物质资本形成对农村人力资本增量的影响高于全国水平外，其他都低于全国水平；在西部，各变量对人力资本增量的影响水平都不及全国水平。从各变量的回归系数看，就人力资本投资结构而言，除东部教育支出低于医疗卫生保健支出外，其他地区和全国总体上教育支出比例偏高些；就私人和公共人力资本投资产出效率而言，前者大于后者。由此可见，人力资本投资结构地区差异较为明显，投资结构有待改善。

表2 lnkiht、lnCiet、lnCiht、lnGiet、lnGiht、lnkipt之间协整关系检验与回归结果

残差的面板单位根检验-ADF值

（三）农村人力资本增量对农村经济增长的影响分析

由上述推论，我们构建如下的实证分析模型：

其中，1n Yit、1n kiht分别表示农村国内生产总值、农村人力资本增量，1n Zit为控制变量，主要包括农村集体单位和农村居民个人固定资产投资1n Iit、第一产业占农村GDP的比重1n Uit、财政用于支农的科技费用1n RDit等，数据来源同上。于是（10）式可写为：

首先，对 1n Yit、1n kiht、1n Iit、1nUit、1nRDit进行单位根检验，得到表3。我们不难发现，这五个变量的一阶差分除东部的人力资本增量指标、中部的固定资产投资额、西部的第一产业结构、东北的人力资本增量在5%的水平上显著外，其他变量指标都在1%的水平上显著，拒绝存在单位根原假设。因此，这五个变量基本上是一阶单整的。然后，再对其进行面板数据协整检验，得到表4结果。

表3 lnYit、lnkiht、lnIit、lnUit、lnRDit的 ADF平稳性检验

表4 lnYit、lnkiht、lnIit、lnUit、lnRDit的协整检验与回归结果

残差的面板单位根检验—ADF值

表4表明四个解释变量的回归系数都在1%或5%的水平上显著，而且其残差的面板数据都在1%或5%的水平上拒绝有单位根的假设，这四个解释变量都长期作用于农村经济产出的多少，这检验了推论2的正确性。比较各解释变量的回归系数，对农村经济产出起重要作用的还是物质资本的投资所产生的效率，第一产业对农村经济产出产生的效率也较大，除东部此效率小于人力资本增量所产生的效率外，其他地区及全国总体人力资本增量所产生的效率都不及第一产业所产生的效率；财政用于支农的科技费用的产出弹性最小。地区人力资本增量对农村经济产出弹性由大到小依次是东部、东北、中部、西部。

四、结论及启示

本文主要从理论和实证两方面分析了农村私人教育投资和医疗卫生保健投资、公共教育投资支出和公共医疗卫生保健支出对农村人力资本增量的正面促进作用和农村人力资本增量对农村经济产出的显著正影响。具体而言，在人力资本投资总额一定的条件下，需要选择教育投资与健康投资之间的恰当比例，才能使得人力资本增量达到最大化，而这个比例是人力资本增量对于教育投资的弹性；当一个经济体系中复合资本总额一定时，需要选择物质资本投资和人力资本投资之间的恰当比例，才能使得社会产出，即经济增长达到最优化，而这个比例是经济增长量对人力资本投资的弹性。在实证分析我国四大经济地区农村人力资本投资结构与农村经济产出差异时可以发现：①东部和东北地区无论是人力资本投资总额还是结构都优于全国总体水平，西部地区的情况则相反，而中部地区私人教育投资比例较大，其他人力资本投资比例还存在一定的差距；②从人力资本投资结构看，除东部教育支出低于医疗卫生保健支出外，其他地区和全国总体上教育支出比例偏高些；③从私人和公共人力资本投资产出效率看，前者大于后者；④地区人力资本增量对农村经济产出弹性由大到小依次是东部、东北、中部、西部；⑤整体看来，现阶段我国农村人力资本投资产出效率仍不及物质资本投资产出效率，而且差距不小，平均达0.241。

由上可得到如下一些启示：①不管是农村私人或是公共人力资本投资，结构优化是促进农村人力资本增量稳定持续进行的关键，而我国现阶段还是强调教育投资所带来的效率，相对忽略了健康投资产生的效率；②私人人力资本投资产出效率高于公共人力资本投资效率，这就提示政府要着力优化农村产业结构，帮扶农民创收以提高其私人人力资本投资能力，正确引导私人人力资本投资；③不管是农村私人或是公共人力资本投资，四大地区的差异较为明显，目前中央政府对西部地区的投资力度有一定的加大，当地政府对农村人力资本投资也不断加强，但这种有益效应仍未能在该受益的农村居民身上得以发挥，这是值得我们深思的。

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