農(nóng)村人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)

賈

(西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,西安710069)

0 引言

近幾十年來,人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中的作用越來越受到經(jīng)濟(jì)學(xué)家的重視。舒爾茨(Schults,T.W.)在1960年就指出,“國民產(chǎn)出的增加一直比土地、人時(shí)和再生性物質(zhì)資本的增加幅度大,人力資本投資很可能是造成這種差別的主要原因[1]。”20世紀(jì)80年代中后期以來,新增長理論的主要代表人物盧卡斯(Robert Lucas,1988)和羅默(Paul Romer,1990)都把人力資本納入經(jīng)濟(jì)增長模型[2-3],強(qiáng)調(diào)人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中的效應(yīng)。

國內(nèi)方面，侯風(fēng)云、徐慧（2004）[4]在利用內(nèi)生增長理論分析人力資本外部性的基礎(chǔ)上，對城市和農(nóng)村人力資本溢出效應(yīng)進(jìn)行了區(qū)別，指出城市人力資本溢出效應(yīng)主要表現(xiàn)為內(nèi)溢，農(nóng)村人力資本溢出效應(yīng)則主要表現(xiàn)為外溢，從而形成了農(nóng)村對城市發(fā)展的有力支持。李勛來等(2005)[5]通過對我國農(nóng)村人力資本與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究,物質(zhì)資本投入對農(nóng)村產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)率最大,而勞動力投入和人力資本投入的貢獻(xiàn)率較小,其原因主要是由于勞動力投入和人力資本投入的增長率遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于物質(zhì)資本的增長率。朱長存、馬敬芝（2009）[6]在《農(nóng)村人力資本的廣義外溢性與城鄉(xiāng)收入差距》中，估算了農(nóng)村人力資本轉(zhuǎn)移過程中的外溢性價(jià)值，并測算了其對城鄉(xiāng)收入差距的影響程度，認(rèn)為要縮小城鄉(xiāng)收入差距，必須采取措施減少農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中的人力資本外溢性。周群、王大勇（2007）[7]在《人力資本的外溢性與經(jīng)濟(jì)增長—基于1990～2004年中國數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)》中，采用盧卡斯人力資本溢出模型進(jìn)行人力資本對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證分析,顯現(xiàn)了考慮與不考慮人力資本外溢性的差別。雖然眾多學(xué)者對人力資本溢出效應(yīng)進(jìn)行了較為廣泛的、深入的探討,但是在不考慮與考慮人力資本外溢性情況下，測算我國農(nóng)村人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率的研究卻相對較少,缺乏系統(tǒng)性。有鑒于此，本文將運(yùn)用人力資本外部收益模型在不考慮與考慮人力資本外溢性情況下，分別測算我國農(nóng)村人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

1 我國農(nóng)村人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)和計(jì)量分析

人力資本的度量方法有多種,常用的有教育投資法和教育年限法。教育投資支出包括國家、個(gè)人各方面的支出,因此數(shù)據(jù)的可獲得性較差。本文采用教育年限法來度量人力資本。所謂教育年限法,就是把從業(yè)人員先按受教育的程度進(jìn)行分類,再按不同的類別給予權(quán)重,最后加權(quán)求和①平均受教育年限=不識字或少識字程度人數(shù)比例×1+小學(xué)程度人數(shù)比例×6+初中程度人數(shù)比例×9十高中程度人數(shù)比例×12十中專程度人數(shù)比例×l3十大專及大專以上程度人數(shù)比例×15。。

人力資本存量平均水平以人力資本存量總數(shù)除以從業(yè)人員數(shù)來計(jì)量，物質(zhì)資本的存量以農(nóng)村固定資產(chǎn)投資來計(jì)量，經(jīng)濟(jì)增長以農(nóng)村勞動力人均純收入來計(jì)量。

在回歸分析中，本文使用了中國1996～2010年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，原始數(shù)據(jù)均來自《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國人口年鑒》和《中國教育年鑒》（1996～2010年）。

1.1 不考慮人力資本的外溢性,人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

借鑒具有物質(zhì)資本與人力資本的單部門增長模型,將柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)變形為：Yt=A(t)KtαHtβ其中：Yt為GDP,A(t)為技術(shù)進(jìn)步,Kt記物質(zhì)資本的存量,Ht為人力資本存量,α,β分別表示資本投入邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)和人力資本產(chǎn)出彈性系數(shù)。兩邊取對數(shù)得：ln Yt=lnA(t)+αlnKt+βlnHt。

由于選用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此我們在進(jìn)行回歸分析前要對相關(guān)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)并修正。

1.1.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于單位根檢驗(yàn)的優(yōu)良性質(zhì)，大多數(shù)學(xué)者在對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)，都采用單位根檢驗(yàn)，因此本文采用單位根檢驗(yàn)來判斷時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性并對不平穩(wěn)序列采用差分方式平穩(wěn)化，結(jié)果如表1所示：

表1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表1中檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量LnY、LnK、的T統(tǒng)計(jì)值分別為0.7236、2.4156、均大于5%水平下的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，即樣本區(qū)間內(nèi)LnY、LnK序列都是非平穩(wěn)的；而經(jīng)過一階差分后ΔLnY、ΔLnK的T統(tǒng)計(jì)值分別為-4.7692、-4.8435，都小于5%水平下的臨界值，因此樣本區(qū)間內(nèi)ΔLnY、ΔLnK、ΔLnH都為平穩(wěn)序列。

1.1.2 對殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)

對原方程進(jìn)行回歸分析后，對得到的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)我們?nèi)匀皇褂脝挝桓鶛z驗(yàn)[8]，結(jié)果如表2所示：

表2 的單位根檢驗(yàn)

表2 的單位根檢驗(yàn)

注：為LnY對LnK和LnH回歸后得到的參差序列。

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

1.1.3 誤差修正模型回歸

由于原始方程回歸得到的殘差項(xiàng)都具有協(xié)整關(guān)系，因此，建立如下誤差修正模型：

由于原始方程回歸得到的殘差項(xiàng)都具有協(xié)整關(guān)系，因此，建立如下誤差修正模型：

將數(shù)據(jù)代入上式中，回歸可得下列回歸方程②回歸方程中，*表示T統(tǒng)計(jì)值通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)；**表示T統(tǒng)計(jì)值通過5%的顯著性水平檢驗(yàn),下同。：

從上面的回歸分析的結(jié)果來看，回歸系數(shù)通過了T檢驗(yàn)，方程整體也通過了F檢驗(yàn)，顯著水平較高,且方程的擬合優(yōu)度較好（Rˉ2=0.8078），這說明方程自變量對因變量的解釋能力很強(qiáng)。因此說明中國農(nóng)村GDP與物質(zhì)資本存量K和農(nóng)村人力資本存量H有顯著的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系。把系數(shù)帶入函數(shù)關(guān)系式得：

1.1.4 人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的計(jì)算

綜合要素貢獻(xiàn)率=1-物質(zhì)資本貢獻(xiàn)率-人力資本貢獻(xiàn)率

由以上公式計(jì)算出各要素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率如表3所示：

表3 1995～2009年農(nóng)村物質(zhì)資本和人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率（單位：%）

中國1995～2009年的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長主要動力來自于農(nóng)村物質(zhì)資本的投入，農(nóng)村物質(zhì)資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為89.95%，而在不考慮人力資本外溢性的情況下，農(nóng)村人力資本存量的貢獻(xiàn)率僅為3.50%。

1.2 考慮人力資本的外溢性,人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

同上,通過EVIEWS6.0軟件做回歸分析,可得回歸方程：

由此可看出回歸系數(shù)通過了T檢驗(yàn)，方程整體也通過了F檢驗(yàn)，顯著水平較高,且方程的擬合優(yōu)度較高（Rˉ2=0.996）。反映了我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長符合盧卡斯人力資本外溢性生產(chǎn)函數(shù)關(guān)系式。將α,β進(jìn)行正則化處理：

1.3 貢獻(xiàn)率的計(jì)算

人力資本的貢獻(xiàn)率=勞動力的貢獻(xiàn)率+人力資本平均水平貢獻(xiàn)率

物質(zhì)資本的貢獻(xiàn)率和綜合要素貢獻(xiàn)率的計(jì)算參照相關(guān)的計(jì)算公式。以此為基礎(chǔ)，計(jì)算出各要素對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率（見表4）。

表4 1995～2009年農(nóng)村物質(zhì)資本和人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率 （單位：%）

2 結(jié)論及政策建議

（1）在考慮了人力資本外溢性的情況下,人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)明顯增強(qiáng),比不考慮人力資本外溢性高出6.37個(gè)百分點(diǎn)。

（4）綜合要素貢獻(xiàn)率高出不考慮人力資本外溢性模型的貢獻(xiàn)率34.32個(gè)百分點(diǎn)，這是因?yàn)榫C合要素中隱含了一定的知識增長，那些不能由勞動力受教育年限完全反映出來的貢獻(xiàn)（如由知識的累積效應(yīng)，外溢效應(yīng)所導(dǎo)致的隱含的規(guī)模經(jīng)濟(jì)等）通常被歸入了綜合要素貢獻(xiàn)率中，而這也是人力資本貢獻(xiàn)的一部分。可見，提高農(nóng)村人力資本水平以及綜合要素對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)、穩(wěn)定、健康發(fā)展的根本出路。因此,當(dāng)務(wù)之急是把經(jīng)濟(jì)增長方式從主要是靠物質(zhì)資本的投入轉(zhuǎn)變?yōu)橐匀肆Y本的投入為依托的增長方式,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)向以技術(shù)進(jìn)步為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。

[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]侯風(fēng)云，徐慧.城鄉(xiāng)發(fā)展差距的人力資本解釋[J].理論學(xué)刊,2004，（2）.

[5]李勛來，李國平，李福柱.農(nóng)村人力資本陷阱：對中國農(nóng)村的驗(yàn)證與分析[J].中國農(nóng)村觀察，2005，(5).

[6]朱長存，馬敬芝.農(nóng)村人力資本的廣義外溢性與城鄉(xiāng)收入差距[J].中國農(nóng)村觀察，2009,（4）.

[7]周群,王大勇.人力資本的外溢性與經(jīng)濟(jì)增長—基于1990～2004年中國數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)[J].北京郵電大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版),2007,(1).

[8]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模EViews應(yīng)用及實(shí)例（第二版）[M].北京：清華大學(xué)出版社,2009.