人力资本差异化影响区域经济增长的实证研究——基于新结构经济学视角

吕一清 邹 洪 匡贤明

1（四川大学经济学院，成都 610065） 2（重庆市开州区工业发展中心，重庆 405400）3（中国（海南）改革发展研究院，海口 570311）

引 言

习近平总书记在十九大报告中指出， “我国经济发展已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，正处在转变发展方式、优化经济结构、转换增长动力的攻关期”。其重要任务之一就是要提高人力资本质量，优化人力资本结构。然而，人力资本与经济发展阶段存在着匹配机制，普通劳动者、高技能人才和企业家在不同阶段的作用是存在差异的。从区域差距来看，东、中和西部地区对人力资本的需求偏好也是不一致的，厘清人力资本与区域经济发展的内在联系机制至关重要。近年来，一线、二线甚至三线城市的人才争夺战也是愈演愈烈，说明政府认识到人力资本对一个城市经济发展的重要性，但是对人力资本在区域经济增长中的差异化作用则需要更深刻的理解。林毅夫在 《新结构经济学》中也指出不同经济发展阶段有最匹配的经济结构与之对应［1］。企业家精神在市场经济增长中起着重要作用，那么，企业家精神对区域经济增长的影响程度是否具有一致性，具体表现如何？

关于经济增长的影响因素研究，古典经济理论认为资源禀赋是经济增长的重要源泉。然而，现代许多学者 （Sachs和Warner，2001；Ding和Field， 2005）［2，3］实证研究发现了 “资源陷阱” 的问题，许多资源丰富地区的经济发展得并不好。Fritsch 和 Wyrwich （2012）［4］研究了企业家精神对产出与全要素生产率是否具有促进作用，得到企业家精神在经济增长发挥了重要作用。对于企业家精神是否对经济增长具有重要的促进作用，很多国外学者的研究均得出了肯定的结论 （Audretsch和Thurik，2001；Bloom和Van Reenen，2007；Syverson， 2011； Gennaioli等， 2013）［5-8］。 我国学者对地区经济增长及差异的影响因素研究主要在资源禀赋、地理区位、人力资本和制度文化等因素方面（王小鲁和樊纲，2004；朱承亮和师萍，2009；李亚玲和汪戎，2006）［9-11］。也有学者从不同角度证实了企业家精神对经济增长的重要促进作用，或者企业家精神对全要素生产率的正向影响，以及企业家精神影响到地区经济差异等 （刘榆等，2015；郭凯明等， 2016）［12，13］。 关于异质性人力资本与区域经济发展方面， Pereira和Aubyn （2009）［14］实证分析了接受不同教育层次的人力资本对经济增长的影响，认为人力资本通过两种渠道作用于经济增长。 何菊莲等 （2013）［15］指出， 随着经济的快速增长，高等教育人力资本对经济增长的作用会越来越明显。 刘智勇等 （2018）［16］利用受教育层次测算了人力资本结构高级化指数，证实了以初级人力资本到高级人力资本演进为特征的人力资本高级化如何推动了技术结构与产业结构升级。

人力资本是区域经济增长中的重要影响因素，人力资本结构对区域经济增长具有不同的影响，企业家精神更是推动经济创新的核心动力。然而，企业家精神、人力资本和区域经济增长的内在机制则需要在一般均衡分析框架下进行分析，并通过微观和宏观数据进行实证。本文基于新结构经济学视角通过构建一般均衡模型探究人力资本结构与区域经济协调发展的内在机制，研究人力资本结构对区域经济增长的影响。

1 模型与机制分析

借鉴 Gennaioli等 （2012）［8］的区域空间模型，构建包括人力资本结构和企业家精神相结合的经济增长模型，该模型能够较好解释人力资本的差异及外部性对区域经济发展的影响。

1.1 模型设定

假设1个国家的区域分为两类：发达地区（P）和欠发达地区 （U），其中发达地区为p等份，欠发达地区为1-p等分。前者的生产率表示为，后者为，其＜。居民初期均匀分布在不同的区域，居民的效用函数为：

其中，c和a分别表示消费和住房。进一步，假设居民有两类：出租人和劳动者，分别各占一半。单位出租人可以提供1单位的住房，T单位的土地，K单位的物质资本。单位劳动者可以提供h∈R++单位的人力资本。在区域i＝P，U的初始人力资本禀赋是帕累托最优，定义两个区域的平均值分别为和。

劳动者可以选择职业，成为企业家或普通工人。一个地区，拥有h人力资本的企业家可以租用的人力资本为Ki，h， 土地为Ti，h和普通工人的人力资本总量为Hi，h。生产函数可以表示为：

该生产函数满足稻田条件。考虑人力资本的外部溢出效应，假设区域全要素生产率 （TFP）为：

1.2 均衡条件下，区域内劳动者的职业选择

在区域i中，拥有人力资本h的企业家最大化其利润为：

可以看出，区域的企业家数量越多，其企业经营的规模越大且数量越多。那么，区域总产出为：

按照方程 （6），工资、利润、资本价格都是由区域生产要素的边际价格所决定的。劳动者选择做工人还是企业家取决于所获得的利润和工资，如果利润大于工资，劳动者会选择做企业家，如果利润小于工资，劳动者会选择做工人。在均衡的条件下，劳动者面对两种职业的选择没有区别，企业家人力资本和工人的劳动资本分别为：

其中，Hi＝+是区域i地区的总人力资本。方程 （7）描述区域i中劳动力在均衡状态下分配成企业家和工人的数量。

1.3 均衡条件下区域间的消费、住房及空间流动性

研究区域间人力资本的分布，通过区域间劳动者获得最大效用来刻画。在方程 （1）中，劳动者最大效用的条件是收入总额的θ份用于住房和（1-θ）用于消费。在区域i中，劳动者的总收入为wiHi， 住房的需求是。在住房供给给定的前提下， 住房租金率ηi＝θ·wi·Hi。因此， 在区域i中，劳动者的总流动性成本，即最大效用为：

该方程表明工资提高和区域劳动者增加都会导致租金率的增加，但工资提高会带来正效用，劳动力增加降低劳动者效用。进一步，在考虑资本流动性和外部溢出效应的条件下，我们计算发达区域和欠发达区域的工资比例，工资是劳动者流动的根本动力，具体表现形式为：

在其它条件不变的条件下，发达地区的收入比欠发达地区要高。较高的人力资本对工资具有负效应，会降低回报率，但是由于人力资本的外部溢出效应，净效应将是模糊的。进一步，假设，确保发达地区的工资和利率高于欠发达地区，从而保证资本和劳动力向发达地区流动。通过推导，证明结论如下：

结论1：在参数的约束条件下：

存在一个稳定的均衡状态，其中人力资本分配为Hp和Hu。在这种分配状态下：

（1）存在一个阀值hm，当hj≥hm时，劳动者将有动机从欠发达地区向发达地区转移，阀值hm随着劳动者的流动成本φ增加而增加。

当φ＞0和ψ≥1时，则且Hp是递增的。

在均衡条件下，发达地区的工资比欠发达地区的工资要高，即wp＞wu，但房租价格也是较高的，ηp＞ηu。因此，根据理论模型可知，即使考虑到流行性，发达地区也应该保持强劲的生产率。按照方程 （11），在流动成本为0的情况下，区域的人力资本总量仅取决于区域生产率。同时，由结论1可知，为了研究人力资本的效应，流动性成本是必须的。当ψ＝1且φ＝0的条件下，总产出为：

进一步，在条件 （10）的约束下，企业的生产函数为：

通过构建一般均衡理论模型可知：（1）区域经济发展需要有合理的人力资本结构与之相匹配，即不同经济发展阶段存在最优人力资本结构；（2）高端人力资本趋向于从经济水平低的地区向经济水平高的地区流动，而且形成人力资本流动的动态均衡状态；（3）企业家精神具有很强的正外部性，是区域经济增长的重要因素。

2 区域实证分析

2.1 模型设定

在式 （12）的基础上建立计量回归模型，首先两边取对数，再将各个变量转化为人均水平，并对回归形式进行简化处理，得到面板数据的回归方程 （14）：

式 （14）中，i表示地区，t表示时刻。被解释变量yit表示i地区t时刻的人均产出水平，Ait表示i地区t时刻的综合竞争力，反映了该地区的技术水平、制度等因素，hhit表示i地区t时刻的专业人力资本水平，lhit表示i地区t时刻的普通人力资本水平，表示i地区t时刻的企业家人力资本水平，kit表示i地区t时刻的人均物质资产投入，εit是随机误差项。 另外，α1、β1、γ1、δ1、η1是估计参数。

2.2 数据来源与指标选取

本文以2001～2018年中国30个省级行政区面板数据为样本进行实证分析，被解释变量是地区人均产出水平，解释变量是专业人力资本、普通人力资本、企业家精神、人均物质资产投入以及反映地区特征的综合竞争力。对于个别缺失的数据，采用线性插值法进行补充。充分考虑数据的可得性以及统计口径的一致性，数据来自历年《中国统计年鉴》、 《中国劳动统计年鉴》与各地区统计年鉴等，具体指标说明如下：

人均产出y。以各地区历年人均实际GDP表示，首先利用名义GDP及国内生产总值指数计算得到GDP平减指数，接着换算成以1990年的可比价，并计算出人均实际GDP。

专业人力资本hh和普通人力资本lh。将从业人员受教育程度分为文盲、小学、初中、高中、大专、本科、研究生7个层次，分别赋值为0年、6年、9年、12年、15年、16年和20年。

企业家精神he。关于企业家精神水平，借鉴张一力 （2005）［17］的研究， 用私营企业从业人员数代表该地区企业家精神水平。

人均物质资本存量k。资本存量的计算方法通常采用永续盘存法， 本文根据单豪杰 （2008）［18］的测算结果，推算出2007～2018年各地区的物质资本存量，以1990年的可比价对物质资本存量进行换算，最后计算出人均物质资本存量k。

地区生产率A。本文分别用人均技术成交额tech、进出口总额占GDP比重open来分别衡量该地区的技术水平和对外开放水平，用这两个指标代表该地区生产率。以1990年的可比价对人均技术成交额进行了换算。

表1 变量描述性统计

2.3 人力资本结构在经济发展不同阶段的实证分析

普通的分位数回归主要是针对截面数据分析的，并没有考虑到时间效应。本文借鉴Powell（2016）［19］提出的面板分位数回归，采用马尔可夫链蒙特卡罗法，同时考虑到个体效应和时间效应，对计量回归方程进行分析，选取了具有代表性的0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位点。在 Hausman检验的基础上，识别出采用传统固定效应模型，将固定效应模型结果与面板分位数回归结果进行对比。此外，对核心变量取对数，减少了数据的波动性，避免 “异方差”现象，结果如表2所示。

从固定效应结果看，模型中各主要变量对经济增长的作用整体上比较显著。其中，专业人力资本、企业家精神、物质资本和对外开放对经济增长的影响较为明显；从分位数回归的结果来看，3种人力资本类型呈现出不同的变化特征。其中，普通人力资本的回归系数在经济增长0.1、0.3和0.5分位点上通过了显著性检验，分别为0.530、0.290和0.212，呈现出逐渐减小的趋势，而在0.7和0.9分位点上并没有通过显著性检验，说明普通人力资本在经济增长不同分位点的作用不一样，总体上呈现出减弱趋势直至影响不显著。专业人力资本的回归系数在经济增长0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位点上均通过了显著性检验，分别为0.0412、0.0547、0.0801、0.0924和0.121，呈现出逐渐增长的趋势，说明专业人力资本随着经济增长分位点的增加，其作用效果越来越明显，随着经济的增长，专业人力资本发挥的作用越来越重要。企业家精神的回归系数在经济增长0.1、0.3、0.5、0.7和0.9分位点上也均通过了显著性检验，分别为0.183、0.186、0.163、0.165和0.144，影响作用略有降低，企业家精神在经济增长较低分位点上，会发挥较大的作用，然而，在经济增长较高分位点上，企业家精神对经济增长的作用有所减弱。

表2 不同类型人力资本对区域经济增长不同阶段的回归分析

3 企业实证分析

3.1 计量模型设定

对式 （13）进行简化处理，最后可以得到截面数据回归方程 （15）：

式 （15）中，i表示地区，j表示企业。被解释变量yi，j表示i地区j企业的产出水平，Ai表示i地区的综合竞争力，反映了该地区的技术水平、制度等因素，hhi表示i地区的专业人力资本存量，lhi，j表示i地区j企业的劳动者人力资本水平，表示i地区j企业的企业家精神水平，ki，j表示i地区j企业用于生产投入的物质资本，li，j表示i地区j企业中劳动者数量，εi，j是随机误差项。另外，α2、β2、γ2、δ2、η2为待估参数， 表示各个解释变量的弹性系数。

3.2 数据来源与变量设计

企业层面研究的原始数据来源于私营企业研究课题组在2016年组织的全国私营企业抽样调查，本次问卷中涉及到企业家接受的教育层次、工人的培训投入、企业员工数量等核心问题，能够代表本文所关注的人力资本变量指标。研究中用到的主要变量具体含义以及原始调查问卷中问题设计情况如表3所示。

这次调查总共发放了5870份问卷，最终回收5614份，总回收率达到95.63%，剔除一些不符合客观事实和数据缺失过多的样本，各主要变量的样本数如表4所示。

3.3 人力资本的异质性对企业产出的实证分析

将被解释变量净利润y与解释变量企业家受教育程度he、职工培训投入lh、劳动者人数l、专业人力资本存量hh、资本投入k等进行OLS回归，并且依次加入控制变量企业年龄fage、企业家年龄age、企业家性别gender、企业家的宗教信仰religion等，得到回归结果如表5所示。

表5列 （1）中，变量企业家受教育程度he、职工培训投入lh、劳动者人数l、资本投入k、企业年龄fage的估计系数在1%的显著性水平下通过检验，企业家性别gender的估计系数在10%的显著性水平下通过检验，初步说明这些变量对企业产出具有显著的促进作用，而地区专业人力资本存量hh、企业家年龄age的作用效果并不明显。列 （2）在列 （1）的基础上，加入控制变量企业家的宗教信仰religion，此时各变量对企业产出的估计系数并没有出现较大变化。进一步，在列（3）～（5）中依次分别加入变量企业家是否为人大代表rddb、企业家是否为政协委员zxwy以及企业家是否在政府部门担任职务drzw后，变量企业家受教育程度he、职工培训投入lh、劳动者人数l、资本投入k的估计系数依然在1%的显著性水平下通过检验，企业家是否为政协委员zxwy也对企业产出有明显的影响，而企业年龄fage的显著性水平逐渐降低，估计系数也减小，企业家性别gender对企业产出的影响不再显著，说明考虑更多因素后，企业年龄fage和企业家性别gender对企业产出的影响可能并不明显。列 （6）和列 （7）是分别继续控制了产业和地区之后的估计结果，所关注的解释变量企业家受教育程度he、职工培训投入lh、劳动者人数l、资本投入k回归结果依然非常稳健。

表3 变量含义与设计

表4 变量描述性统计

表5 人力资本对企业产出影响

续 表

3.4 基于不同行业下企业的稳健性检验

本文利用分位数回归方法，分产业来分析人力资本对企业产出的影响。表6是分产业人力资本对企业产出影响的分位数回归结果。由于第一产业样本量较少，所以将制造业和服务业进行对比分析，为了便于比较，针对不同产业列出了0.2、0.5和0.8分位点。

表6 人力资本对不同产业企业的产出影响

续 表

在制造业企业中，企业家受教育程度在企业产出0.2、0.5和0.8分位点上对其估计系数分别为0.0877、0.0819和0.0967，呈现出增大趋势，而在服务业企业中，企业家受教育程度在3个分位点上对其估计系数并没有通过显著性检验，随着企业产出的增加，企业家精神对制造业企业产出的影响一直比较明显，而对服务业企业没有明显的促进效果。职工培训投入在制造业企业产出0.2、0.5和0.8分位点上对其估计系数分别为0.380、0.284和0.164，呈现出减小趋势，职工培训投入只有在服务业企业产出0.8分位点上对其估计系数通过10%显著性检验，可以得出，职工培训的投入对制造业企业的作用效果比较明显，随着产出分位点的增加，其作用效果越来越小。地区专业人力资本在制造业企业产出0.2、0.5和0.8分位点上对其估计系数没有通过显著性检验，而在服务业企业产出0.8分位点上对其估计系数通过了1%的显著性检验，说明地区专业人力资本对服务业企业高分位数上的作用效果比较显著。

4 结论与建议

本文得出主要结论有：（1）人力资本结构与经济发展阶段存在一种最优匹配机制；（2）在经济高速增长阶段，私营企业数量较少但增长较快，对于提高我国资源配置效率和生产率提高发挥了很大作用。当经济转型向高质量发展，面临的挑战是以私营企业主为代表的企业家精神对经济增长的拉动作用有所减弱； （3）企业家受教育程度、职工培训投入、雇佣员工质量、企业资本投入对企业利润的提高具有稳定的促进作用，而企业家精神对不同行业的影响存在着结构性差别。在市场化程度比较高的环境下，企业家精神发挥的作用更加重要。

上述研究结论，对地方政府科学制定人才政策、优化人力资本、增强区域经济高质量发展动能具有重要的指导意义：（1）精准人才定位。地方政府应根据本地区经济发展的实际特征，精准定位，实事求是地制定人才引进政策，而不是 “从众性”的抢高端人才，探究最合适的人力资本，优化改进人力资本，提高人力资本与本地经济发展的匹配效率；（2）把政策着力点放在激发、培育和保护企业家精神上。地方政府应该进一步完善营商环境，重点是深化市场化改革，为民营企业提供培育、发展和成长的土壤环境，以孵化企业为目标，重点挖掘企业家精神，通过企业家精神提高本地区的资源优化配置效率，尤其是经济发展水平较低的地区，存在着大量资源要素的扭曲；（3）提升人力资本水平。无论是区域经济发展还是企业利润的提高，人力资本都是重要的影响要素。企业自身要重视人才队伍的建设和资金投入，提升职工的综合素质和业务技能。地方政府也应该加大地方教育资源投入，尤其是职业教育投入和发展，中、高端专业技能人才是地方经济发展最重要的中坚力量。