中國經濟增長的來源

章玉貴 宋耀

摘要：文章通過運用擴展的包含物質資本、勞動力、人力資本、FDI變量、Cobb-Douglas生產函數，建立了計量經濟學模型，對1978-2009年的中國經濟增長進行了實證分析，并對不同發展階段的經濟增長因素加以考察，結果表明：（1）1980-1994年，物質資本和FDI對GDP有顯著性影響，彈性系數分別約為0.09與0.08，說明1994年以前，資本的擴張和FDI的進入是中國經濟增長的重要動力；（2）1995年至今，人力資本與物質資本變動對實際GDP有顯著性影響，其彈性系數分別約為0.20和0.61，說明人力資本和產業結構的變動對于經濟增長的貢獻較為突出，同一時期FDI對經濟增長的影響不顯著；（3）中國經濟的長期增長取決于以知識、信息、研究開發或創新所引致的規模收益遞增、技術進步、人力資本增長等核心內生變量。技術進步的內生化，要求中國必須加大對人力資本的投資，促進勞動力要素合理流動、提高勞動生產率。

關鍵詞： 經濟增長；人力資本； FDI；內生性

中圖分類號：F062.2；F224.0

一、引 言

改革開放以來，中國經濟取得了令人矚目的發展成就。經濟增長率在1979-2008年間平均為9.8%。最近三年，在應對國際金融危機的大背景下，中國依然實現了經濟平穩較快增長，其中2009年和2011年的經濟增長率均為9.2%，2010年更是達到了10.3%。本文試圖在已有研究基礎上，從人力資本和FDI的角度，研究中國經濟增長的源泉和動力機制及其成因，為中國經濟在“十二五”時期乃至未來更長時期的增長來源提供政策建議。在經濟增長來源方面，以往一個重要的觀察指標是資本形成相對于產出的速度和全要素生產率（TEP）的時間變動模式。例如，根據由索洛（Solow，1962）發展的理論，假如全要素生產率（TEP）的增長率顯著，則資本的形成與產出將保持基本一致的增長關系，從而長期來看資本-產出比率將維持穩定和下降的動態模式（布蘭查德和費希爾，中文版，1998；Young，1994）。因此，一般將資本-產出比率是否呈現上升趨勢視為經濟增長是否持續增長的重要依據。Charnes等（1978）采用數據包絡分析方法（DEA，Data Envelopment Analysis）對經濟增長的動力機制進行了相關研究，該模型無需生產函數的先驗形式，而是通過求解最優生產前沿進行分析。

關于改革開放30余年來中國經濟增長的來源，長期以來，人們一直以為中國經濟增長的推動力在于政府的宏觀經濟政策或者說是政府主導下的投資與出口。多數文獻均支持資本投入是經濟增長的主要原因。例如，張軍（2002）討論了中國的投資體制和投資效率，測算了中國的資本存量，從資本形成方面來解釋中國經濟增長和增長變動，認為中國在1990年代以后，資本的形成幾乎全是固定資產投資的結果。鄭京海等（2005）通過對省際全要素生產率（TFP）及其組成部分的測算，認為中國經濟增長在1978-1995年期間經歷了一個TFP高增長期（為4.6%），而在1996-2001年期間出現低增長期（為0.6%）。關于FDI對中國經濟增長的貢獻，陳勁 （2007）的研究表明，FDI在成為推動中國經濟發展重要動力的同時，也不能忽略中國制造的平面同質性擴張以及大量出口導致的貿易摩擦等負面作用。林毅夫、李永軍的研究發現，20世紀90年代以來外貿出口每增長10%，基本上能夠推動GDP增長1%。隨著經濟增長既有動力的衰減，人力資本在經濟增長中的作用越來越受到重視。王小魯（2009）的研究表明教育帶來的人力資本質量提高正在替代勞動力數量簡單擴張的作用，凸顯人力資本在現代的經濟發展中地位越來越突出。

大多數經濟學家均認為中國主要依靠資本投入拉動經濟增長的傳統經濟發展方式已經難以持續。張其仔（2008）通過梳理比較優勢的演化路徑認為，中國經濟的比較優勢到了2008年面臨局部性斷檔的危險。防止由此引發經濟較長時期的衰退，是中國未來一個時期面臨的難題。

由上述分析可見，已有相關研究大多集中在全要素生產率方面，且經濟總量全要素生產率的研究主要采用有關經濟總量的時間序列來進行，因而難免存在一些局限。例如，在增長核算中需要引入很強的行為與制度假設，且采用的時間序列數據量較小，未能綜合考慮物質資本、人力資本以及FDI對經濟產出的影響。

我們的研究結果初步表明，中國經濟增長從長期來看應是一種內生性的選擇，在遵從自身發展規律的前提下，選擇最合適的增長路徑，這種路徑需要作為經濟活動微觀主體的廠商在當前環境條件下追逐利潤，從而不斷改革創新，提升產業鏈價值，推動社會進步。中國經濟的長期增長取決于以知識、信息、研究開發或創新所引致的規模收益遞增、技術進步、人力資本增長等核心內生變量。技術進步的內生化，要求中國必須加大對人力資本的投資，促進勞動力要素合理流動、提高勞動生產率。這將具有十分重要的政策含義。本文將以如下順序展開：第一部分引言；第二部分是模型、指標與數據說明；第三部分是給出測算結果并進行詳盡分析；第四部分是結論并討論政策含義。

二、模型、指標及數據說明

（一）模型建立

現代經濟學研究表明，資本的投入、勞動力的供給和外資的利用情況等在很大程度上影響著國家的經濟增長，這里的資本包括物質資本與人力資本。為此我們建立生產規模不變的Cobb-Douglas生產函數：

H（t）是人力資本， K（t）是物質資本，E（t）表示FDI， A表示技術水平，L（t）表示勞動力的量，L被假定為以n的速率外生增長， α表示物質資本的產出彈性， β表示人力資本的產出彈性， γ表示FDI的產出彈性。其中：

模型假定產出的固定比例s用于投資。定義K表示人均資本存量，k=K/L。y表示人均產出水平，y=Y/L。e表示人均FDI水平，e=E/L。經濟增長由下列公式決定：

其中，Sk表示物質資本占總GDP中的比例，Sh表示人力資本在社會中的比例，Se表示FDI在GDP中的比例。我們假定人力資本，物質資本與利用外資的資本以相同的速率貶值。雖然Lucas（1988）假設人力資本生產函數與其他物品函數不一樣，但是我們相信，至少在一開始的階段，這三個方程應該是相似的。從方程中我們可以得到穩態時的情況如下：

把帶入生產函數，然后取對數得到：

（二）數據說明

在模型中，Y代表總產出，用實際GDP作為來衡量，K表示實際物質資本，因為資本的形成是有兩方面因素構成，大部分是固定資產投資所形成的資本，另一部分是存貨資本，故研究以固定資產投資形作為代理變量來替代物質資本。L代表勞動力的投入，采用人口總人數作為代理變量作為投入量。為了表述簡易，研究內容中采用物質資本、GDP、人力資本來代表實際物質資本、實際GDP和實際人力資本。Sk表示收入在物質資本中的比例，用固定資產投資占實際GDP的比重來表示。Sh表示人力資本的比例，用在校學生在總人口中的比例作為代理變量表示， Se表示FDI的程度，用FDI總值占實際GDP的總量作為代理變量來表示。由曼昆（1992）的論文，我們假定 的值為0.03。由此影響中國經濟增長的各因素計算結果如表1所示。

三、基于人力資本和FDI的實證分析

（一）時間序列平穩性檢驗

本文采用的是時間序列數據，因此在對其進行分析時，要求時間序列必須是平穩的，即每個時間序列的均值都與時間t無關，并且圍繞一個均值波動，并且有向其收斂的趨勢，否則就會產生“偽回歸”問題。作圖我們發現變量表現出了非平穩的特征，其中In（Se）在1993年到1994年間出現較大波動，主要是由于1992年改變外資引進政策滯后引起的，見圖1。但從變量的差分作圖可以看見，一階差分基本表現出平穩的特征，見圖2。

（二）單位根檢驗

鑒于時間序列可能存在非平穩性，為避免“謬誤回歸”問題，首先對、、、、 進行單位根檢驗。ADF檢驗結果顯示：在顯著水平為5%的情況下，它們都是非平穩序列，其一階差分是平穩序列，即這些序列都是一階單整的。因此，需要進一步分析，以驗證兩者之間是否存在長期的均衡關系。

（三）協整檢驗與回歸分析

對上面的變量使用EG兩步法檢驗和JJ檢驗都表明、、、 存在著協整關系，Granger 定理（1987）證明了協整與誤差修正模型的必然聯系，如果非平穩的變量之間存在著協整關系，那么必然可以建立誤差修正模型，由于誤差修正模型可以有效的吸收時間序列模型和經典計量模型的優點并克服它們的缺點，因此得到了廣泛的應用。

1.對1978-2009整個進行回歸，使用一階差分消除一階自相關得：

由R2值（0.986633）與調整過的值 （0.983960）表明，擬合優度良好。由總體的F值表明，回歸方程解釋變量的系數從總體上看也是顯著不為0的。由t值表明，人均資本、FDI與人均人力資本在5%的水平下估計是顯著的。D-W檢驗值在2附近，表明不存在一階自回歸。各個變量散點圖見圖3。

2.對1980-1994進行回歸，使用誤差修正模型得：

由R2值 （0.867846）與調整過的R2值 （0.794427），擬合優度良好，由總體的F值表明，回歸方程解釋變量的系數從總體上看也是顯著不為0的。由t值可以看出，人均資本、FDI參數的估計在10%的水平下是顯著，同時期人均人力資本不顯著，D-W檢驗 （2.035）數值在2附近，表明不存在一階自回歸。由圖4可知，此時期與各個自變量的線性關系較平穩。

3.對1995-2009整個進行回歸，使用一階差分消除一階自相關得：

由 R2（0.971302）與調整過的R2 （0.956954）都基本上接近于1，擬合優度非常好，由總體F值也可以表明，偏回歸系數在總體上是顯著不為0的。由t值表明，人均資本、人均人力資本等變量參數的估計在5%水平下是顯著的，同時期FDI參數估計不顯著。由圖5可知，此時期與各個自變量的線性關系較平穩。

從上述結果可以看出，在1994年前后，我國經濟結構上的變化導致我國經濟增長影響因素的改變。

（四）估計模型的分析

改革開放對我國經濟增長的影響是深遠的，人均物質資本、人均人力資本以及FDI對人均GDP的影響存在著顯著的正向關系，人口增長率與人均GDP的影響存在著顯著的負向關系。利用Cobb-Douglas生產函數的經濟學含義解方程得知，1978年以后物質資本每變化1%，GDP變化0.37%；人力資本每變化1%，GDP變化0.39%；FDI每變動1%，人均GDP變化0.08%。1980-1994年，物質資本和FDI對GDP有顯著性影響，彈性系數分別約為0.09與0.08，這在一定程度上說明1994年以前，資本的擴張和FDI極大的促進了中國經濟增長的動力，改革開放引入了我國經濟發展稀缺的要素—— 國外的資本，更多的人開始從事經濟活動，生產力在一定程度上的到了釋放，因此促進了經濟的增長。而這一時期人力資本發展對GDP的影響不顯著。方程的結果表明，1995年以來，物質資本與人力資本的變動對實際GDP有著顯著性的影響，其彈性系數分別約為0.20和0.61，表明隨著中國經濟發展和社會進步，推動中國經濟增長與結構升級的動力開始轉變，開始由單純依靠生產要素擴張來促進經濟增長的粗放型生產方式轉變為更重視人力資本和產業結構轉型的集約型生產方式，國家實行積極的財政政策，對于經濟的發展起著積極的作用。同時這一時期FDI對經濟增長的影響不顯著，說明其對經濟增長的影響相對下降。

四、結論與政策建議

之前的分析結果表明，我國的經濟增長與國家的政策密切相關，其中物質資本尤其是固定資產投資對中國經濟增長的影響是長期顯著的。在我國經濟水平比較落后、生產結構不均衡和科學水平相對低下的條件下，通過對天然資源的開發以及對物質資本的大量投入在一定程度上取得了立竿見影的經濟發展，但這種傳統的發展方式，環境成本是極高的，生產效率卻是極低的，歸根到底粗獷發展方式是難以為繼的。研究表明我國陷入了過早資本深化的陷阱，即未能結合我國自身優勢發展勞動密集型產業，沒有充分考慮到我國人力資本充沛的現狀，其結果顯而易見，全要素生產率（TEP）在1995年以后就長期處于低增長期。國外直接投資在1995年前對我國國民生產總值的增長有顯著的正向影響，而在1995年以后，其數值卻緩慢回落，與此同時，1995年后國內生產總值愈發依靠人力資本的累積，表明經濟增長開始不是簡單依靠數量增長，而是開始依靠經濟結構的適應性與人力資本質量的提高。

從本質上來說，經濟增長在更長的時間光譜坐標中，應是在遵從自身發展規律的前提下，選擇最合適的增長路徑，這種路徑需要作為經濟活動微觀主體的廠商在當前環境條件下追逐利潤，從而不斷改革創新，提升產業鏈價值，推動社會進步。從政府引導機制來說，讓市場供求規律自發起作用，從而避免無效率的交易成本，對變化的需求和供給情況迅速做出反應，以便把資源配置到最需要它們的地方，從而在最大程度上保證了市場主體的積極性，同時保證適度的政策干預避免市場失靈。由此可見，我國經濟增長與經濟結構轉型需要依靠以科技研發為核心的高附加值產業在技術進步領域的不斷創新，以期在即將到來的第三次超級跨產業革命中重新瓜分世界產業層次版圖。而這種對創新的內在需要，迫使我國必須從宏觀層面上促使生產要素特別是人力資本在地理上的合理配置、加大對包括創新型人才在內的人力資本投資，從而提高勞動力生產率水平。

隨著全球化進程的不斷推進，現有的國際產業垂直分工已經成為我國經濟結構優化升級的重要阻礙之一。以大飛機、智能制造、下一代互聯網為代表第三次科技革命如今已取得先導性突破，但距離技術成熟還有一段時間，我國還有4～6年的經濟結構升級追趕期。倘若我國不能在未來的5～10年內完全實現產業結構升級，待到新一輪科技革命結束，發達國家必將繼續利用科學技術上的絕對優勢在產業分工上繼續壓制中國處于“微笑曲線”的最低端。與此同時，中國已經開始步入“老齡化社會”階段，人口結構的逐漸變化，勞動力供應總量的不斷減少，“人口紅利”也即將終結。一方面是社會養老和醫療矛盾日益突出，另一方面則是有質量的人力資本轉化能力有限。“中等收入陷阱”就在不遠處，如此一來，我國在錯過產業升級追趕期的同時失去勞動力充沛的優勢。為此，關乎我國未來國際經濟地位與產業分工格局的十年時間，我國應從以下兩個方面著手：第一，加強對關鍵領域科技研發與人力資本的投入，努力吸收國外關鍵技術成果自主創新，引領人才的國際流動，并在國家科技戰略領域取得突破，培育中國自己的創新型土壤。第二，在全球化技術與產業轉移的背景下，政府應對符合國家戰略需求的創新科技企業以政策支持，包括在中小企業融資、稅率減免以及要素價格市場化等配套服務，激發企業研發投入積極性，把握第三次科技革命的歷史性機遇，形成由“中國制造”到“中國創造”的轉變。

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（編輯：王露）