關于人力資本與FDI的關系實證

[摘要]本文構(gòu)建了一個人力資本模型，并利用該模型計算了中國1978—2004年的人力資本指數(shù)。在此基礎上，本文對中國1978-2004年的人力資本和FDI的關系進行了實證分析。結(jié)果表明，中國人力資本與FDI存在穩(wěn)定的關系，人力資本的積累對于中國吸收FDI具有重要的作用，但FDI并沒有有效地促進中國的人力資本積累。

[關鍵詞]人力資本FDI實證研究經(jīng)濟增長

一、引言

改革開放以來， 伴隨著經(jīng)濟的強勁增長， 我國的FDI 和人力資本存量都得到了迅猛的增加。在這樣的背景下， 大量的研究投入到了探討兩者與經(jīng)濟增長的關系上， 而忽略了對兩者之間相互關系的探討。有鑒于此， 本文主要是利用中國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)對兩者之間的相互關系進行一定的探討。

區(qū)域經(jīng)濟一體化和經(jīng)濟全球化的發(fā)展趨勢，使外商直接投資(FDI)日益成為區(qū)域經(jīng)濟和全球經(jīng)濟發(fā)展的普遍現(xiàn)象。外商直接投資在促進全球經(jīng)濟的發(fā)展上作出了較大的貢獻，特別是對發(fā)展中國家經(jīng)濟的發(fā)展作出了較大的貢獻，同時，發(fā)展中國家經(jīng)濟的發(fā)展和投資環(huán)境的改善也有利于吸引國外直接投資的流入，因此，外商直接投資與發(fā)展中國家經(jīng)濟的發(fā)展一直成為發(fā)展經(jīng)濟學研究的重點。

外商直接投資作為投資的重要組成部分，其與人力資本之間究竟存在什么樣的關系，這是經(jīng)濟學領域研究的重要問題，也是本文試圖探討的問題。

本文選取人力資本和FDI作為兩個研究變量，以中國統(tǒng)計年鑒1984—2007年的時間序列數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)區(qū)間，利用單位根檢驗、協(xié)整關系及Granger因果關系檢驗法研究1984—2007年期間中國經(jīng)濟增長和外商直接投資的關系。

二、 研究意義

就理論意義而言，發(fā)展中東道國吸收能力這一視角，將為FDI與經(jīng)濟增長理論關系的研究提供一個全新的思路。發(fā)展中國家吸收FDI最直接的原因是增加資金積累，隨著國內(nèi)資金短缺問題逐漸得到緩解，注意力開始轉(zhuǎn)向與FDI相伴而行的國際技術轉(zhuǎn)移。受自身創(chuàng)新能力的限制，吸收和利用國際技術擴散是發(fā)展中國家促進其技術進步與經(jīng)濟增長的主要渠道。但跨國公司的技術轉(zhuǎn)移并不會自動地提高東道國的勞動生產(chǎn)率，其技術轉(zhuǎn)移的效果是與當?shù)氐奈漳芰γ芮邢嚓P。因此以東道國的FDI吸收能力為視角來研究其在FDI經(jīng)濟增長效應中作用機制，將為定性和定量分析FDI對東道國經(jīng)濟增長的貢獻的約束機制提供一個新的研究思路。

就現(xiàn)實意義而言，一方面，本研究以發(fā)展中東道國FDI吸收能力為突破口，探討FDI、吸收能力與發(fā)展中東道國經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在本質(zhì)聯(lián)系，并對當今世界上引入FDI最多發(fā)展中國家的典型代表一中國進行實證分析，將對發(fā)展中東道國制訂有效的政策來提高本國的FDI吸收能力，從而增強FDI流入量，加快其經(jīng)濟增長步伐，縮小與發(fā)達國家的差距，促進整個社會的和諧發(fā)展有著重要的現(xiàn)實意義。

三、 人力資本與FDI的相關研究和文獻回顧

鄧寧的國際生產(chǎn)折衷理論(1981) 認為， 跨國公司主要從擁有特定優(yōu)勢、內(nèi)部化特定優(yōu)勢以及區(qū)位特定優(yōu)勢三個方面來考慮和選擇FDI 的地點以及投資方式的。其中擁有特定優(yōu)勢主要是取決于跨國公司本身， 而后兩種優(yōu)勢則主要由跨國公司和東道國兩者來共同決定和實現(xiàn)的。眾多的學者沿著這一思路， 對影響跨國公司投資的各種因素進行了大量的實證研究。隨著新增長理論在FDI 理論中的應用， 越來越多的研究將東道國的人力資本狀況作為影響跨國公司投資決策的一個重要因素。Balasubramanyam (1998) 通過統(tǒng)計的方法發(fā)現(xiàn)， 人力資本貧乏國家所獲得FDI 的流入量比較少， 而人力資本水平高的國家所獲得的FDI 就比較多。另一方面， 對于FDI 與人力資本的關系也有一些不同的研究結(jié)論， 例如Blomst rEcirc;m (1986) 的研究發(fā)現(xiàn)， FDI 在簡單勞動技術的行業(yè)與東道國的人力資本沒有明顯的相互關系。Mencinger (2003) 的一項研究表明， 其所研究的八個處于轉(zhuǎn)型期國家的FDI 與經(jīng)濟增長率以及人力資本之間存在反向的聯(lián)系。

國內(nèi)此方面的研究中， 對人力資本的估算大都簡單地采用教育經(jīng)費法、教育年限法或者利用初中、高中以及大學的入學率作為替代， 這在一定程度上低估了我國的人力資本水平， 因為從盧卡斯(Lucas) 的人力資本模型中可以明確看到， 人力資本包含了兩方面的內(nèi)容， 即教育和“干中學”。基于這樣的情況， 本文將構(gòu)建一個綜合考慮了教育和“干中學”效應的人力資本計算模型， 并利用中國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)來計算我國1978 - 2004 年間的人力資本指數(shù)， 然后利用該指數(shù)來進行我國人力資本與FDI 相互關系的研究。

四、人力資本模型的構(gòu)建及其指數(shù)的計算

1.人力資本的度量方法

對人力資本的度量是一個比較困難并富有爭議的課題。在Lucas (1998) 的研究中， 人力資本通過兩個途徑積累: 教育和“干中學”。 對于具體用什么指標代表兩方面仍然存在較大的分歧和困難。在對人力資本眾多的實證研究中， 主要的計算方法有勞動者報酬法、教育經(jīng)費法、學歷權(quán)重法以及教育年限法。這幾種方法都從一個側(cè)面反映了人力資本的特性， 但是都存在著各種各樣的缺陷， 他們共同的缺陷之一便是這幾種方法都沒有將“干中學”效應考慮在內(nèi)， 而主要考慮了教育的人力資本積累作用。

本文在總結(jié)以上方法的優(yōu)缺點以及考慮數(shù)據(jù)的可得性后， 決定采用以下的函數(shù)形式度量人力資本:

(1)

(2)

其中HC 代表人均人力資本， E 代表教育年限法計算出的一國的人均受教育年限， 由于將E 放在指數(shù)的位置上， 所以代表考慮了知識累積效應的一國勞動力平均受教育年限。L YL 代表由基期逐步累積的人均產(chǎn)量。Yt 代表一國的產(chǎn)出， Lt 代表一國的勞動力要素的投入。η和n 代表和L YL 對HC 的影響

彈性。從這個方程可以看到人均人力資本取決于兩個方面即人均受教育年限和人均累積的產(chǎn)量。其中人均受教育年限主要用于表示由于受教育而帶來的人力資本的積累。而累積的人均產(chǎn)量主要用于表示“干中學”效應對人力資本積累的影響。

2.人力資本的計算方法

由于L YL 和對HC 的影響彈性n 和η都未知， 因此首先要求得它們。這里我們構(gòu)造一個基于人均產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)來間接的計算各個未知的參數(shù)， 具體的函數(shù)形式如下:

(3)

其中A 為技術、制度因素， y 代表人均產(chǎn)出， HC 代表人均人力資本， k 代表人均物質(zhì)資本。將方程(1) 帶入這個生產(chǎn)函數(shù)可以得到以下方程:

(4)

將此方程兩邊取對數(shù)， 得到:

(5)

通過對以上方程進行回歸分析可以得到a 、η和n 。從而可以進一步計算人力資本。

3.計量所用數(shù)據(jù)的說明

y 的數(shù)據(jù)是利用國內(nèi)生產(chǎn)總值與我國各年的就業(yè)人口的比值代表， L YL 是對y 的歷年數(shù)據(jù)進行加總得到的。

資本存量K的估算采用了以下方法進行估算:

x 年的資本存量(1978 年價格) = 上年資本存量(1978 年價格) + (本年固定資本形成+ 存貨增加- 折舊) / 固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。1978 年的資本存量是根據(jù)王小魯(2000) 1977 年的資本存量進行估算的。其中折舊率接受樊綱的建議采用5 %。

k 是估算的K與就業(yè)人口的比值， 其中國內(nèi)生產(chǎn)總值、就業(yè)人口以及固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

人均受教育年限E 的數(shù)據(jù)是受教育年限總量與就業(yè)人口的比值。其中， 受教育年限總量的估算方法是在采用王小魯和樊綱(2000) 的方法的基礎上加入了研究生和歸國留學人員的教育年限計算所得。

4.回歸結(jié)果以及人力資本指數(shù)的計算

利用1978 - 2004 年的數(shù)據(jù)， 對方程(5) 的回歸結(jié)果如下:

從回歸結(jié)果來看， 方程的擬合優(yōu)度以及F 值都表明方程整體擬合較好， 但是t 統(tǒng)計量表明除物質(zhì)資本存量外， 其他的解釋變量都沒有明顯的解釋力， 這可能是由于解釋變量之間存在比較嚴重的多重共線性導致的。通過對各個解釋變量進行相關檢驗發(fā)現(xiàn)， 他們之間的確存在比較嚴重的多重共線性問題。另外， 由D1W 可知， 回歸方程可能存在比較嚴重的序列相關。為了克服多重共線性以及序列相關問題， 本文決定采用嶺回歸來進行回歸分析， 通過嶺回歸圖可以發(fā)現(xiàn)各系數(shù)在k = 0.1 以后表現(xiàn)出穩(wěn)定性， 在此條件下得到以下回歸方程:

由回歸結(jié)果可以知道， a = 0.403 ， 通過簡單的計算可以知道， η= 0.266 ， n = 0.191 。所以， 人力資本的計算公式為:

根據(jù)以上公式可以得到歷年的人力資本:

我國人力資本指數(shù)(HCI)計算結(jié)果

五、人力資本與FDI相互關系的計量檢驗

1.人力資本指數(shù)(HCI)與FDI的時間序列的平穩(wěn)性檢驗

本文首先對兩個序列進行平穩(wěn)性檢驗， 明確兩個變量的長期變動趨勢， 為了比較有效地消除序列中可能存在的異方差問題， 本文對兩個序列進行了對數(shù)變換， 則兩序列相應變?yōu)長NFDI ①和LN HCI。然后在此基礎上對兩個序列進行平穩(wěn)性檢驗。平穩(wěn)性檢驗采用ADF 檢驗法， 檢驗結(jié)果如下:

LNFDI 與LN HCI 的平穩(wěn)性檢驗

注: (1) 檢驗類型中的c 和T 表示漂移項和趨勢項， k 表示所采用的滯后期數(shù)， k 的選取采用Eviews511 基于SIC 的推薦值， 最大滯后期數(shù)不超過6 ; (2) ADF 檢驗類型的選擇是從最一般的含有漂移項和趨勢項的類型開始， 根據(jù)兩者在ADF 回歸方程中的顯著性來決定是否留在方程中; (3) 3 3 和3 分別表示顯著性為1 %和5 %水平， △代表一階差分， △2 代表兩次一階差分; (4) 帶# 的括號內(nèi)是ADF 值， 其他的括號內(nèi)為t 統(tǒng)計值。

由檢驗結(jié)果可以看到， 兩個序列的水平序列都不是平穩(wěn)序列， 而經(jīng)過一階差分以后， 兩者都變?yōu)槠椒€(wěn)序列， 因此兩個序列都是一階單整序列。

2.人力資本指數(shù)(HCI)與FDI的協(xié)整檢驗

根據(jù)協(xié)整原理可知， 兩個同階單整的序列很可能存在協(xié)整關系， 下面我們將采用AEG法來檢驗兩者之間是否存在協(xié)整關系。首先， 我們對兩者進行協(xié)整回歸， 具體的回歸方程如下:

然后， 通過檢驗殘差項μt 的平穩(wěn)性來驗證LNFDI 和LN HCI 兩者之間是否存在協(xié)整關系。當檢驗對象只有一個變量的情形下， 說明檢驗的是變量自身， 這個時候協(xié)整檢驗退化為單整檢驗， 即此時僅須對μt 進行ADF 檢驗即可， 檢驗結(jié)果如下:

通過檢驗， 我們看到回歸方程的殘差序列是平穩(wěn)的， 這表明LNFDI 和LN HCI 存在協(xié)整關系。從上面的協(xié)整方程可以看到， 我國的人力資本和外商直接投資之間存在著長期穩(wěn)定的關系， 并且從回歸系數(shù)可知， 人力資本對FDI 有正向的促進作用， 人力資本每增長1 % ， 將帶來FDI3141 %的增長。這個結(jié)論驗證了人力資本是影響一個國家吸收FDI 的重要條件的假設。另外， 截據(jù)項是-14198 ， 這表明只有人力資本在達到一定的水平之后才能對FDI 產(chǎn)生促進作用， 即驗證了國外眾多學者關于東道國吸引FDI 存在著人力資本的“門檻效應”的研究結(jié)論。

3.人力資本指數(shù)(HCI)與FDI的因果關系檢驗

眾多理論認為， 人力資本狀況決定了一個國家吸收FDI 的能力， 即人力資本的增加將促進FDI 的增加， 而與此同時， 又有眾多的實證研究指出， FDI 的增長將極大地促進一國人力資本的積累， 尤其是通過技術外溢等“干中學”效應來促進人力資本的積累。為了能夠清楚地了解我國的人力資本與FDI 之間的關系， 我們將利用Granger 因果檢驗來驗證兩者之間的關系。本文利用Granger 因果檢驗對時滯1 - 5 年的兩者的因果關系進行了檢驗， 檢驗結(jié)果如下:

檢驗發(fā)現(xiàn)， 在時滯為1 年和2 年的情況下， 兩者之間不存在明顯的因果關系， 而在時滯為3 年、4 年和5 年的情況下， 存在著明顯的單向因果關系， 即人力資本是FDI 的Granger 原因， 而FDI 并不是人力資本的Granger 原因。這一結(jié)論一方面再次證明了人力資本是一個國家吸收FDI 的重要影響因素; 另一方面， 這一結(jié)論也表明了我國尚未形成人力資本與FDI 兩者之間相互促進的良性互動機制。

4.建立包含人力資本項的FDI誤差修正模型

根據(jù)Granger 定理， 如果若干個非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關系， 則這些變量必有誤差修正模型表達式存在。通過以上的檢驗可以知道， HCI 與FDI 之間存在協(xié)整關系， 因此， 他們兩者之間必然存在某種形式的誤差修正模型。據(jù)此， 我們遵循從一般到特殊的建模方式， 構(gòu)建兩者之間的誤差修正模型。我們建立了時滯為5 年的兩者的誤差修正模型， 結(jié)合AIC 準則以及各個變量的t 統(tǒng)計量(本文以5 %的顯著性為標準) 的情況對模型進行簡化， 剔除不顯著的各個變量， 最終得到的ECM 方程如下:

其中非均衡誤差項

其中非均衡誤差項μt = LNFDIt + 141 98 - 31 41LN HCIt ， μt - 1 為其滯后一期值式中的LM1 和LM2 的分別是檢驗隨機項一階和二階自相關的統(tǒng)計量。因為LM1 = 01 13 < X2 01 05 (1) = 31 84 ，LM2 = 01 14 < X2 01 05 (2) = 51 99 ， 所以ECM 模型不存在自相關問題。式中的ARCH 是檢驗隨機項是否存在異方差的統(tǒng)計量。ARCH = 11 28 < X2 01 05 (1) = 31 84 ， 所以模型不存在異方差問題。綜合以上可知， 此ECM 是一個通過各種檢驗的方程。該ECM 模型表明， 我國FDI 與人力資本之間存在緊密的關系，也可以近似的認為我國的FDI 增長率與人力資本的增長率存在緊密的關系。模型顯示， 當期的FDI 的變動主要受前FDI、兩年以及三年前人力資本變動狀況的影響?！鱈N HCIt - 2 前的系數(shù)是2154 ， 這表明兩年前的人力資本的變動將對當期的FDI 產(chǎn)生同向的放大的影響。而三年前的人力資本存量的變動狀況與當期的FDI 的變動方向恰好相反， 并且其影響程度要小于兩年前人力資本存量變動對FDI 的影響。非均衡誤差項μt - 1 前的系數(shù)是- 0107 ， 這表明上一年度的非均衡誤差項將以7 %的比例對本年度的(對數(shù)的) 年FDI 增長量做出修正。

六、人力資本與FDI的相關研究的結(jié)論，原因解析以及政策建議

本文構(gòu)建了一個綜合考慮了教育和“干中學”效應的人力資本模型并根據(jù)模型計算了我國1978 年-2004 年的人力資本指數(shù)。通過對人力資本指數(shù)與我國的FDI 的計量檢驗發(fā)現(xiàn)， 我國FDI 與人力資本存量之間存在著相當緊密的同向變動關系， 我國的人力資本積累有利于我國吸引更多的FDI。筆者認為， 這主要是因為東道國良好的人力資本狀況可以大量地減少跨國公司對工人的培訓， 減少學習和組織成本， 更快地提高生產(chǎn)效率。鑒于這樣的檢驗結(jié)論， 建議我們采用種措施積極地促進我國的人力資本積累， 只有這樣才能不斷地吸引更多的FDI 入我國， 從而帶動我國的相關產(chǎn)業(yè)并為我國的就業(yè)做出更多的貢獻。

與此同時， 本文的檢驗還發(fā)現(xiàn)， 我國的FDI 并沒有對我國的人力資本積累形成強有力的促進作用。簡單的說，大量FDI 的投資動機主要是利用中國廉價的勞動力要素來進行低技術特性的生產(chǎn)以及占領中國廣闊的市場， 而并沒有準備將最具外溢特點的技術研發(fā)部門設立在中國。雖然FDI 并沒有對我國的人力資本積累存在顯著的促進作用， 但是本文的研究也發(fā)現(xiàn)， FDI 對我國的投資存在著“門檻效應”， 即只有人力資本達到一定的水平后才對FDI 具有顯著的吸引作用。改革開放初期， 由于我國國內(nèi)生產(chǎn)部門和貿(mào)易部門都存在著比較嚴重的資金短缺問題， 在這樣的背景下， 對于FDI 的引進缺乏必要的選擇空間。應該說， FDI 對于解決我國的資金短缺問題起了重要的作用， 但這也帶來了諸如加工貿(mào)易比例過大以及出口結(jié)構(gòu)不合理等眾多問題。而現(xiàn)在我國處在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要階段， 這樣的歷史階段要求我們要逐步轉(zhuǎn)變過去單純的吸引國外資金的想法， 而更多地應該從是否有利于我國的技術進步和人力資本積累的角度來考慮引進FDI 的結(jié)構(gòu)。特別是注意利用各種政策措施來創(chuàng)造更好的便利條件吸引跨國公司來我國設立最具技術外溢特征的研發(fā)部門。

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