市場化、人力資本與經濟增長效應：來自中國省際面板數據的證據

詹新宇

(1.廣西師范大學經濟管理學院，廣西桂林541004;2.中國人民大學經濟學院，北京100872)

一、引言及相關文獻評述

西方經濟學家從理論上證明了人力資本是西方發達國家和新興工業國家經濟增長的內生因素，這些國家的經濟增長事實也顯示出人力資本投資和人力資本積累是經濟持續增長的重要基礎。Uzawa(1965)把資本分為物質資本和人力資本，從而首次把人力資本引入了經濟增長理論［1］;Lucas(1988)假定人力資本具有外部性，進一步證明了人力資本是經濟增長的引擎［2］;Romer(1990)［3］、Barro(1997)［4］等學者也把人力資本作為經濟增長的決定因素來研究。

改革開放以來，中國經濟經歷了30多年的持續快速增長，不少學者也從人力資本視角來考察中國經濟高速增長的原因。鄒薇等(2003)研究了人力資本積累對技術模仿和經濟趕超的影響［5］;顏鵬飛等(2004)發現人力資本對中國全要素生產率提高和技術進步具有負作用，但對效率的提高具有顯著促進作用［6］;Thomas(2011)跨國、跨區域比較研究發現，異常豐富的人力資本是中國經濟持續增長的最重要驅動力［7］;宋家樂等(2011)實證研究了人力資本及其各分布同經濟增長的關系，認為中國人力資本水平的提高和人力資本分布的不平衡均對勞動生產率的提高起促進作用［8］;胡永遠(2011)發現中國人力資本積累存在自身收斂性，人力資本增長率與地區經濟增長率存在同向變化特征［9］;高遠東等(2012)的研究認為，知識人力資本對中國經濟增長貢獻最大，技能人力資本與制度人力資本對經濟增長的作用統計上均不顯著，這反映出中國人力資本結構層次較為低下［10］。分析發現，國內對人力資本與經濟增長關系的研究，主要是建立在內生經濟增長理論框架的基礎上。但內生經濟增長理論是對“二戰”后西方發達國家高速經濟增長的理論總結，都隱含一個極為關鍵的假設:市場經濟制度已相當完善，且保持相對恒定。因此，這些模型對市場經濟制度已經相當穩健的國家和地區經濟增長有很強的解釋能力，但對像市場經濟制度還不完善且一直處于變革當中的發展中國家，直接套用這些理論是欠妥的。

市場化是改革開放以來中國從計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌的最為基本的改革方向，也是推動中國經濟持續快速增長的關鍵角色，但對“市場化”概念的界定，由于研究角度、研究范圍的不同而有很大的差異。陳宗勝等(1999)認為，市場化是市場機制在一個經濟中對資源配置作用持續增大，經濟對市場機制依賴程度不斷加深和增強、市場機制從產生、發展到成熟的演變過程［11］。而樊綱等(2003)則認為，中國市場化改革不是簡單的幾項規章制度的變化，而是一系列經濟、社會、法律制度的變革［12］。可見，樊綱等人認為市場化不但體現在經濟方面市場機制的加深，還體現在法律、社會等方面的制度性變遷。本文認同這一觀點。因為在研究轉型時期的中國經濟問題時，我們發現制度是最不能忽視的因素。比如，方穎等(2011)在建立制度工具變量基礎之上的實證研究發現，制度對中國經濟的貢獻顯著為正，并且在控制了地理因素和政府政策效應等變量以后，制度對經濟增長的效應仍然最為顯著。中國從計劃經濟體制向市場經濟體制轉軌的市場化改革是經濟、社會、法律等一系列的大規模制度變遷，這使得影響中國人力資本和物質資本積累的更為基礎性的因素——社會經濟環境處于快速變動之中，它必然會對中國人力資本、物質資本積累及其產出效應產生重要影響［13］。為此，市場化與經濟增長的關系問題，也一直是20世紀90年代初以來轉型經濟學最為關心的問題之一［14］。國內方面，王小魯(2000)發現勞動力要素在部門和城鄉之間的再配置是改革時期經濟增長的重要源泉［15］;汪鋒等(2006)的研究認為，中國的經濟體制改革極大地釋放了其潛在生產力，促進了經濟的持續快速增長［16］;張軍等(2009)發現非國有工業部門的發展顯著提高了工業生產率［17］;周黎安等(2009)的研究表明市場化程度的提高對降低地區腐敗水平有顯著影響［18］。

然而，以上這些對中國經濟問題的研究，受制于市場化程度定量化指標的缺乏，主要是用非公有制企業雇員占全部所有制企業雇員總數的比例、外商直接投資占當地GDP的比例或者進出口貿易額占當地GDP的比例等變量來衡量市場化水平。這些變量只衡量了市場化改革的某一重要方面，而且工具變量雖然能夠避免市場化與經濟增長的內生性問題，但是容易遇到模型遺漏其他變量導致的虛假回歸問題，也無法解釋促進經濟增長的具體市場因素以及市場化程度的提高對經濟增長的影響有多大等問題。為此，樊綱等(2011)在全面構建中國各省份市場化進程相對指數的基礎上，定量考察了市場化改革對全要素生產率和經濟增長的貢獻，發現樣本期市場化進程對經濟增長的貢獻達到年均1.45%，對全要素生產率的貢獻高達39.2%［19］。經濟增長過程中的決定性因素是人力資本，而該文忽視了市場化進程變化對人力資本積累及其經濟增長效應的作用，從而沒能很好地解釋市場化進程促進經濟增長的內生機制問題。

綜上所述，已有研究要么局限于人力資本與經濟增長的關系研究，要么僅僅分析市場化與經濟增長的關系，而缺乏市場化進程變化對人力資本積累及其經濟增長效應的研究。針對已有研究的不足和缺陷，本文在包含人力資本的經濟增長模型中引入市場化因素并對其進行擴展，認為像中國這樣的發展中國家經濟增長的驅動力來自勞動者對新技術的掌握，更來自市場化進程引起存量物質資本和人力資本效率的提高。但是，市場化對經濟增長及人力資本的產出效應的影響程度到底有多大呢?為此，在理論模型分析的基礎上，建立計量模型并利用中國省級面板數據進行經驗分析。

理論方面，本文在包含人力資本的經濟增長模型中首次引入市場化因素并對其進行改進，探討了市場化對經濟增長的影響機制問題;實證方面，本文建立計量模型進行系統廣義矩估計，首次嘗試實證分析了市場化進程及其各分類因素對中國人力資本積累及其經濟增長效應的重要影響。本文以下部分的結構安排是:第二部分是模型構建;第三部分是回歸方法和數據說明;第四部分是實證結果分析;第五部分是結論與啟示。

二、模型構建

為分析市場化的直接經濟增長效應及其對人力資本產出效應的間接影響，本文在包含人力資本的經濟增長模型中，引入市場化因素并對其進行模型擴展。

(一)生產函數方程

在經濟增長的實證文獻中，柯布－道格拉斯生產函數仍然是最常用的表達形式。同時，本文借鑒Lucas(1988)的做法［2］，將人力資本引入生產函數，將其設定為:

上式中，Y(t)是總產出，A(t)為技術水平，K(t)為物質資本存量，L(t)是勞動力數量且假定其按外生速度n增長，H(t)為全社會人力資本存量。

資本累積方程設定為:

在式(2)中，社會儲蓄率s固定不變，總儲蓄sY(t)都轉化為物質投資，同時資本按固定比例δK折舊。

(二)人力資本積累方程

人力資本是勞動者受到教育、培訓、實踐經驗、遷移、保健等方面的投資而獲得的知識和技能的積累，而人力資本投資主要是勞動者個人對自己的營養、醫療、教育和培訓投入。正如貝克爾(1964)認為的那樣，惟一決定人力資本投資的最重要因素可能是這種投資的有利性或收益性［20］。隨著勞動者收入水平的提高，扣除消費后的投資部分也相應增加，但由于物質資本邊際收益遞減而人力資本邊際收益則不然，因而勞動者必然將其收入增加的部分更多地用作人力資本投資，以獲取將來更高的收益。亦即，勞動者對人力資本的投入IH(t)隨著當期收入水平y(t)的提高而增加，有

但是，如何保證人力資本投資的收益性也是問題的關鍵。市場經濟憑借健全的制度和法律的有效執行為基礎，尊重個人選擇、強調私有財產的保護以及鼓勵自由交換，因此市場經濟允許人們在不同的投資之間自由選擇，并且以制度和法律的剛性原則保障各種投資的收益性。可見，除收

入水平外，市場化程度θ(t)也是人力資本投資的重要影響因素。給定人均收入水平，市場化程度越高，意味著人們選擇和交換的自由越多，人與人之間的競爭也更為激烈，為不被淘汰或謀得更高收入，人們需要更多地投資于自身人力資本，即

同時，注意到對個人營養、醫療、教育和培訓的投資除了提高自身的收入以外，還可以代代相傳。為實現當代及后代人的人力資本投資收益權利，需要完善的產權法律制度來加以保護［21］，而前已述及，市場化是以剛性制度和法律的存在為前提的。因此，市場化程度越高，法律制度越完善，越能保障人力資本投資人的收益權利。于是，面對日益提升的市場化程度，人們愿意累進地對人力資本追加投資，也就是

綜合起來，人力資本投資不僅與收入水平和市場化程度正向相關，市場化程度的提高對人力資本投資邊際效應也是遞增的，而且隨著收入的增加，勞動者愿意將更大份額的可支配收入投資于人力資本。為此，本文借鑒黃怡勝(2005)［21］的做法，將人力資本投資的決定方程設定為:IH(t)=By(t)θ(t)。其中B＞0是常數，y(t)是人均收入水平，θ(t)是市場化水平。

現有文獻已表明，隨著勞動者年齡的增長，人力資本也存在折舊問題。為此，本文假定個體平均人力資本按δH的固定速率折舊，那么個體平均人力資本積累方程如下:

h(t)是時刻t的個體平均人力資本水平，它通過勞動者對自身在營養、醫療、教育和培訓等方面的投資不斷積累獲得。全社會人力資本存量為:H(t)=h(t)L(t)。于是，有:

由式(4)和y(t)=Y(t)/L(t)，可以從個體人力資本積累方程推得全社會人力資本積累方程為:

(三)經濟增長穩態方程

將生產函數方程(1)代入式(5)得:

兩邊同除以H(t)得:

式(7)表明，社會人力資本存量的增長率由技術水平、物質資本存量、人力資本存量、勞動者數量以及市場化程度共同決定。將(δH－n)移至左邊，得到經調整的人力資本存量增長率gH(t)+(δH－n)，對其取自然對數然后關于時間t求導得調整的人力資本存量增長率的增長軌跡方程:

類似地，將方程(1)的Y(t)代入(2)，在兩邊同除于K(t)可得物質資本存量增長率gK(t)為:

將常數δK移到左邊，得到經調整的物質資本增長率gK(t)+δK，該增長率表明物質資本投資的一部分用于彌補折舊，剩余部分才推動資本存量增長。對調整的物質資本存量增長率取自然對數，然后關于時間求導，就得到關于gK(t)+δK的增長率為:

到此為止，方程(8)、方程(10)就構成關于gH(t)和gK(t)的非線性動力系統。在關于(gH(t)，gK(t))的穩態上，gH(t)和gK(t)不隨時間變化，對應地，方程(8)、方程(10)的左端為0，得到:

聯立方程(11)、方程(12)解得，在系統處于穩態時:

由方程(1)兩邊取自然對數，然后關于時間t求導，可直接導出經濟增長核算方程式:

將以上穩態時gH(t)和gK(t)的穩定值代入，得到在穩定增長狀態時的總收入Y的增長率決定方程:

或等價地，在平衡增長路徑上，人均收入y的增長率為:

這就是既定市場化水平下，穩態經濟增長率的決定方程。更為細致的分析可發現，式(17)與隱含假定市場經濟已經相當完善并且保持恒定的內生經濟增長理論不同，經濟可以達到的增長率還與市場化水平正向相關，但這種正相關關系是超線性的:即使市場化停滯不前，只要解決新增勞動人口的就業問題，或者提高技術水平，人均收入就有穩定的、大于gL的增長率;進一步還可以看出，由于0＜θ(t)＜1，0＜α＜1，在勞動力增長率gL和技術進步速度gA都既定的前提下，人均收入穩態增長率與市場化程度θ(t)呈超線性正向相關，即市場化程度越高，穩定增長率累進地越高。因此，式(17)是市場化程度的經濟增長效應方程。

(四)計量實證方程

通過式(13)、式(15)和式(17)式的分析可見，市場化(mit)促進經濟增長的有直接和間接兩種實現機制(圖1):不僅直接影響經濟增長，還可能通過影響人力資本進而間接影響經濟增長，本文把這種間接影響稱之為“市場化對人力資本的產出效應”，用市場化與人力資本的交叉變量來刻畫。

為便于集中考察市場化對人力資本產出效應的影響，本文將交叉項中的市場化變量去均值化，表達為另外，現實經濟增長是一個動態過程，不僅取決于當前因素，還與過去因素有關，即可能存在著路徑依賴問題，為此本文在模型中加入了經濟增長速度的一階滯后項gyit－1。綜合起來，本文設定如下形式的動態面板數據實證模型:

其中，gyit、gkit、glit、geit分別表示省份 i在 t時期的GDP、物質資本存量、勞動力和人力資本的增長速度;ηi為個體效應，用以捕捉地理環境、資源稟賦和社會制度等地區異質性因素的影響;μt為時間效應，代表不隨地區變化的時期固定效應，用以捕捉共同沖擊的影響;εit為隨機擾動項。

圖1 市場化程度對經濟增長的影響機制示意圖

三、回歸方法與數據說明

(一)回歸方法

本文使用三種方法對模型進行估計:混合估計(pooled OLS)、固定效應估計(fixed－effects OLS)和系統GMM估計(system－GMM)。由于沒有控制地區固定效應，混合估計通常會高估因變量滯后項的系數。對于方程(18)，如果模型不存在內生性問題，可以使用固定效應模型進行估計，雖然可能由于時期比較少，固定效應模型會低估因變量滯后項的系數。然而，由于方程(18)因變量的滯后項出現方程的右邊，它可能與模型隨機擾動項相關;同時，市場化、人力資本與經濟增長之間可能存在雙向影響關系，這也會引發解釋變量的內生性問題。所有這些，都會使方程(18)的固定效應模型估計產生偏誤。

為了解決以上問題，根據一般經驗做法，選用工具變量法(IV)及廣義矩法(GMM)對方程進行估計將會得到較為一致的估計結果。工具變量法雖然能夠避免內生性問題，但容易受到模型遺漏其他變量導致虛假回歸問題，而GMM又有兩種估計方法，即:一階差分GMM估計(first difference－GMM)和系統GMM估計。對于一階差分GMM估計方法，需要對方程(18)進行差分，然后用解釋變量的適當滯后期為工具變量進行估計。然而當樣本的時間維度比較短，并且方程(18)中gyit－1的系數β1接近于1時，一階差分GMM估計方法存在所謂的弱工具變量問題。除此之外，差分轉換也有一定缺陷，它會導致一部分樣本信息的損失，并且當解釋變量在時間上有持續性時，工具變量的有效性同樣會減弱，從而影響估計結果的漸進有效性。為 此，Arellano 等 (1995)［22］、Blundell 等(2000)［23］給出了另外一種克服上述問題的估計方法——系統GMM估計，該方法能夠同時利用差分和水平方程中的信息，并增加了因變量的一階差分滯后項作為水平方程的工具變量。而且在有限樣本下，蒙特卡羅模擬試驗表明系統GMM估計比差分GMM估計的偏差更小，有效性更高［23］。此外，系統GMM估計方法還可以分為一步法(one－step)和兩步法(two－step)估計。在存在異方差的情況下，一步法傾向于過度拒絕工具變量的有效性，但兩步法可能使t值產生向下偏離，低估真實 t值［22］。因此，Windmeijer(2005)建議采用兩步穩健型估計［24］。

考慮到系統GMM估計量的一致性取決于工具變量的有效性，本文利用Sargan檢驗及AR檢驗(Arellano－Bond test for AR)來進行判斷，在Sargan檢驗中，原假設為工具變量聯合有效;在AR檢驗中，殘差項允許存在一階序列相關，但不允許存在二階序列相關。

(二)數據說明

由于本文所需要的市場化相對進程指數只有1997－2007年間的數據，因此本文利用1997－2007年間全國30個省、自治區、直轄市的面板數據進行實證研究①西藏由于部分數據缺失未被包括在樣本中。。本文實證分析中涉及的各省GDP、固定資產投資、勞動力數量等主要變量均來源于《新中國六十年統計資料匯編》，并且名義值都換算為以1997年為基期的實際值。

關于資本存量(Kit)的估算，國內外已有大量的研究文獻，但目前較為通用的方法是1951年Goldsmith開創的永續盤存法(PIM)。Young(2003)［25］、白重恩等(2007)［26］基于 PIM 法對中國的資本存量給予了估算。但這些學者在估算的過程中通常忽略該方法在變量選擇上的前后一致性。單豪杰(2008)［27］試圖在基期資本存量和折舊率的確定上遵循PIM方法內在的一致性，并根據最近幾年國家統計局經濟普查及其修正的最新資料和數據估算出具有生產性的資本存量。因此，本文的資本存量數據采用了單豪杰(2008)［27］的估計結果，并折算為以1997年為基期的實際值。

關于人力資本，不同學者從不同角度對人力資本概念進行了界定，但舒爾茨第一次系統提出了人力資本理論，研究了人力資本形成方式與途徑，并對教育投資的收益率以及教育對經濟增長的貢獻做了定量研究。人力資本的定量測度方法較多，歸納起來可以分為兩類:一類是從人力資本的產出角度來度量，最常用的方法是勞動者報酬法;二類是從人力資本的投入角度來度量，最常用的方法有學歷指數法、技術或職稱等級法、教育經費法、受教育年限法等。在實證研究中，受教育年限法由于數據的易得性等優點而得到普遍采用。為此，本文用后者來度量人力資本，并參照樊綱等(2011)［19］的算法，將每一種受教育程度按照一定的教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數，加總之和再除以相應的總人口，便得到人均受教育年限。對于年限的處理如下:大專及其以上教育以16年計，高中、初中、小學和文盲分別以12年、9年、6年和0年計。

表1 實證模型變量的統計描述

關于市場化，國民經濟研究所最新公布的分省市場化指數［28］有效解決了中國市場化進程數據缺乏的難題。該項市場化指數作為代表市場化進程的綜合性指標，具有如下幾個優點:它包含了制度經濟學家關注的促進經濟結構調整與經濟增長的各種制度因素，是一個全面的綜合指標;該指標是市場水平直接的衡量標準而不是代理變量，為政策制定者提供直觀的含義;更重要的是，它提供了中國大陸31個省市自治區1997－2007年連續11年的面板數據，對中國各地區的市場化進程進行了較長時期的跟蹤和綜合評價。其基礎指標評分是以2001年為基期，在0～10之間取值(基期單項基礎指標市場化程度最高的省份該項的基期得分為10分，最低的省份基期得分為0分;但根據年度變化，某些省份的得分可能超過10或小于0)，然后使用算術平均法，計算得到各省市分年度的市場化綜合指數。指數值越高表示市場化程度越高;反之，市場化程度較低。該市場化綜合指數又由“政府與市場的關系”(m1it)、“非國有經濟的發展”(m2it)、“產品市場的發展程度”(m3it)、“要素市場的發展程度”(m4it)、“市場中介組織發育和法律制度環境”(m5it)等5個主要領域組成。為此，為進一步檢驗市場化所包含的5個方面對人力資本的產出效應和經濟增長的影響，本文在實證方程(18)的基礎上，建立檢驗各個具體市場化因素影響的方程(19)。并基于類似方程(18)的論證，將交叉項中的具體市場化指標去均值化:

本文所有變量的統計特征如表1所示。

四、結果分析

(一)基于全國層次的分析

首先對模型變量采用 LLC(Levin－Lin－Chu)、Fisher－ADF和Fisher－PP等方法進行面板單位根檢驗，以考察面板數據的平穩性，發現因變量gyit為平穩性序列，且利用面板協整檢驗Pedroni和Kao方法得出模型變量之間存在長期均衡穩定的協整關系。

在表2中，模型1、模型2、模型3和模型4分別給出了混合估計(POLS)、固定效應估計(FE)、一步系統GMM估計(SYS1)和二步系統GMM估計(SYS2)的回歸結果。模型(1)的實證結果顯示，由于個體差異的顯著性檢驗發現，F檢驗值大于橫截面固定效應的F檢驗5%的顯著性水平的臨界值，即2.5972＞1.6762。因此，方程以5%的顯著性水平拒絕個體和時期截距相等的原假設，不能用混合估計，而需要用面板模型估計。為了進一步檢驗需要固定效應還是隨機效應的截面面板模型，進行Huasman Test，模型(2)的結果表明，橫截面卡方值大于臨界值，即12.0336＞7.6639。因此，拒絕隨機效應的原假設。

表2 市場化、人力資本與經濟增長的回歸結果:基于全國層次

根據模型3的回歸結果，發現AR(1)拒絕原假設而AR(2)接受原假設，其統計量不顯著說明了不存在二階序列相關的原假設成立，即模型設定可取。同時，Sargan檢驗的統計量不顯著，也說明了工具變量選擇的有效性。通過估計所得到的系統GMM估計量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時，動態面板的系統GMM估計量可能會發生較大程度的偏誤。Bond(2002)提出了判斷此種情況的方法，即將系統GMM的估計量和混合回歸估計量以及固定效應回歸估計量進行對比，觀察因變量滯后項的系統GMM估計量是否介于其他兩種估計量之間［29］。這是因為當因變量的滯后項作為模型解釋變量時，混合估計回歸會引起因變量滯后項的估計量上偏，固定效應回歸會導致因變量滯后項的估計量下偏，因而良好的因變量滯后項的估計量應該處在兩者范圍之內。這說明，因變量一階滯后項gyit－1的真實系數應該處于0.5627－0.8424之間，而模型3的因變量滯后項gyit－1的系統GMM 估計量(0.6931)恰好處在這個區間內。在模型4的二步系統GMM估計結果中，雖然均通過了二次差分殘差項(AR(2))檢驗和Sargan檢驗，但是因變量一階滯后項gyit－1的系統GMM估計量(0.8752)超出了真實值的范圍。因此，本文認為一步系統GMM估計(SYS1)獲得了比二步系統GMM估計(SYS2)更為一致的結果。為此，本文重點分析模型3的回歸結果。

觀察模型3的回歸結果，發現Sargan檢驗統計結果大于0.1，表明模型不存在內生性問題。經濟增長速度滯后項在1%的水平上高度顯著表明經濟增長速度具有動態持續性，當期經濟增長速度形態變動受到上一期經濟增長速度演變機制的影響，經濟增長的“棘輪效應”顯著。除了模型統計上的顯著性，根據市場化程度提高和人力資本對經濟增長速度的系統GMM估計量進行定量分析，有助于深刻了解市場化程度對經濟增長速度的影響機制。模型3的實證結果顯示:在不考慮市場化對人力資本產出效應的條件下，人力資本對經濟增長的邊際影響為β4=0.2382，約為物質資本存量對經濟增長產出影響的44.7%;市場化對經濟增長貢獻顯著為正，影響系數為β6=0.0138;市場化與人力資本交叉變量的待估系數 β5=0.0327，這表明，市場化不僅對經濟增長產生直接的正向影響，同時它還通過影響人力資本的產出效應從而間接影響經濟增長。因此，人力資本對經濟增長的綜合影響系數可以根據方程(18)計算得到:

而對于市場化程度而言，市場化程度提高對經濟增長的總體影響為直接貢獻0.0138加上其提高人力資本產出效應的間接貢獻0.0327，即市場化程度每提高1分，經濟增長速度將提高4.65個百分點。由市場化程度數據可知，市場化程度指標年際變化并不大，需要很多年才能夠提高1分。因此，這表明較小的市場化程度的提高能在較大程度上促進經濟增長。

為了分析人力資本的滯后項是否對經濟增長產生影響，在模型5中加入人力資本的滯后一期，發現人力資本在當期即對經濟增長速度產生顯著的正效應，回歸系數為0.1523，但在滯后期卻產生了顯著的擠入效應(兩者在10%水平上呈現正向關系)，回歸系數為－0.0179，綜合兩期人力資本對經濟增長速度的影響效應程度，總體上還是以當期為主。在長期中，人力資本對經濟增長速度的長期累積效應為7.4405。所以在考慮到人力資本滯后期對經濟增長速度的正向作用后，人力資本每上升1%，長期中可提高經濟增長速度加快7.44%。

模型6的回歸結果能夠進一步反映出市場化程度各具體領域對人力資本和經濟增長的影響:(1)各個領域的市場化程度的提高對人力資本產出效應的影響都是正方向的。但在影響人力資本產出效應的市場化因素中，“非國有經濟的發展”、“要素市場的發展程度”都以5%的顯著性水平通過檢驗;“政府與市場的關系”以10%的顯著性水平通過檢驗;“產品市場的發展程度”、“市場中介組織發育和法律制度環境”這兩個領域的待估參數沒有通過顯著性檢驗。(2)模型6的回歸結果經過公式(20)的計算表明，“非國有經濟的發展”指數每提高1分，將使得人力資本的產出效應提高0.4225;類似的，“要素市場的發展程度”指數每提高1分，將使得人力資本的產出效應提高0.6131;“政府與市場的關系”指數每提高1分，將使得人力資本的產出效應提高0.2079。(3)由市場化的估計系數可知，影響經濟增長的各個市場化因素中，有3項指標比較顯著，但是“市場中介組織發育和法律制度環境”最為顯著，其指標每提高1分，經濟增長速度提高2.14個百分點。這表明，法制完善、產權保護、市場中介組織發展等對經濟增長的影響非常直接。最后，需要強調的是，無論是加入人力資本的滯后一期(模型5)還是加入市場化的具體領域變量(模型6)后，模型3的其他回歸結果基本不變，顯示了模型3實證結果具有良好的穩健性。

(二)分地區回歸

由全國數據的回歸分析可見，無論從有效性還是從一致性來看，選擇一步系統 GMM估計(SYS1)較為合適。為便于對比，在分東、中、西部三大地區①東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江蘇、河南、湖北、湖南;西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。的估計過程中，本文僅作一步系統GMM估計，表3給出了相應的估計結果。由表3可見，模型7－模型12的回歸結果都通過了二次差分殘差項(AR(2))檢驗和Sargan檢驗，而且因變量的一階滯后項gyit－1的估計系數都高度顯著，且均落在其真實值的合理范圍內，這說明表中回歸結果具有一致性。

比較分地區的回歸結果，發現:(1)從系數顯著性水平來看，因變量滯后項、物質資本、勞動力和人力資本的估計系數均在限定的顯著性水平下顯著，這與前文基于全國層次的回歸結果類似。但從系數大小比較來看，東部地區的因變量滯后項回歸系數(β1)最大，中部次之，西部最小，即經濟增長的路徑依賴性呈現東、中、西依次遞減的態勢，這可能與中國地區間產業結構差異有關:相比于中西部地區，東部地區資本密集型和技術密集型產業較多，當期的經濟產出較大程度上依賴前一期資本和技術研發，導致經濟增長表現出較強的路徑依賴性。(2)就人力資本對經濟增長的直接產出貢獻(β4)而言，東部地區最大，西部地區次之，而中部地區最小。這可能與樣本期有關，本文的樣本期為1997－2007年，2000年以來實施的西部大開發，使得西部地區人力資本集聚速度比中部地區要快，因而其對經濟增長的貢獻也較大。(3)就市場化對人力資本產出效應(β5)和市場化對經濟增長的直接效應(β6)的影響而言，呈現東部、中部、西部依次遞減的排列，而且西部地區的回歸系數還不是很顯著，這與中國經濟發展水平以及人力資本水平的地區梯度分布是較為一致的。(4)從加入分類市場化因素之后的模型(模型8、模型10和模型12)回歸結果來看，上述核心系數的估計結果變化不大，這表明模型回歸結果具有較好的穩健性。

表3 市場化、人力資本與經濟增長的回歸結果:基于東部、中部、西部省份

但比較三大地區分類市場化系數的回歸結果(β5i、β6i，i=1，2，…，5)，還有一些新的發現，比如:市場化與“非國有經濟的發展”的交叉項系數(β52)在三大地區都顯著為正，這說明市場化程度的提高對促進非國有經濟的發展進而帶動各地區經濟增長方面，在全國都起到了積極的推動作用;但是，市場化與“政府與市場的關系”的交叉項系數(β51)在東部較大，在中部較小，而在西部的回歸中卻不顯著;在市場化對地區經濟增長的直接效應(β6i，i=1，2，…，5)中，“市場中介組織發育和法律制度環境”系數僅在東部地區顯著為正，中部地區同樣為正但不顯著，而在西部地區卻有著非常輕微的負向作用。

五、結論與啟示

為分析市場化對人力資本投資及其經濟增長效應的影響，本文在包含人力資本的經濟增長模型中，引入市場化因素并對其進行擴展。理論模型分析發現，市場化改革所引起的存量物質資本和人力資本效率的提高是中國經濟增長的重要驅動力。在此基礎上，本文建立了計量實證模型并利用中國1997－2007年省級面板數據進行系統GMM估計。實證結果顯示，人力資本對經濟增長的貢獻顯著為正，其經濟增長效應受到市場環境的影響;市場化程度的提高不僅直接推動經濟增長，同時它還通過促進人力資本進而間接影響經濟增長。從全國層面來看，市場化因素中“非國有經濟的發展”、“要素市場的發展程度”、“政府與市場的關系”對人力資本的產出效應影響顯著為正，而“市場中介組織發育和法律制度環境”則對經濟增長產生最為直接的、顯著的正效應。但分東、中、西三大地區的面板數據回歸結果表明，無論是市場化對地區人力資本的產出效應還是市場化對地區經濟增長的直接產出效應，都存在較大的地區性差異。

市場化程度提高對經濟增長具有顯著正向影響是一個可喜的積極信號，其政策含義主要概括為幾個方面:

首先，盡管中國市場化改革取得了舉世矚目的成就，但中國的市場化改革進程還遠遠沒有完成，中國人力資本存量的提升和宏觀經濟的可持續增長都有賴于進一步深化市場化改革，而且在深入推進市場化改革的過程中，要特別注意地區間各方面客觀存在的差異性，不能搞“一刀切”。

其次，就市場發育而言，要進一步推進要素市場的改革，特別是要深入推進戶籍制度改革，促進人力資源在不同地區間的自由流動，逐漸形成全國一體化的人力資本市場。中國經濟的持續性增長及增長方式的轉變，都對將中國龐大的人力資源轉化為人力資本有巨大需求。這就要求我們在努力提高人力素質的同時，繼續深化市場化改革，完善體制機制，使人力資本價值在市場公平、有序的競爭中得到最大限度地實現。

再次，無論是全國面板數據還是分地區面板數據的回歸結果都表明，非國有經濟發展對中國人力資本和經濟增長的正向影響非常顯著。統計年鑒數據顯示，城鎮就業人口中在非國有經濟部門就業的比重已從1978年的22%上升到了2010年的81%，可見非國有經濟部門已成為就業的主體，業已成為中國人力資本的重要實現平臺。從某種程度上說，非國有經濟的成長既是改革開放以來中國經濟改革的結果，更是中國繼續深化市場化改革的重要推動力量。因此，應進一步引進市場競爭機制，推進壟斷行業改革，放活民間資本，放寬非國有經濟進入金融、能源、交通和社會事業等領域的門檻限制。

最后，市場中介組織的發展和法制環境的完善，對促進中國經濟增長有著直接影響，因此，要進一步規范和發展市場中介組織，完善市場經濟體制中的法治環境建設。

［1］Uzawa Hi.Optimal Technical Change in an Aggregative Model of Economic Growth ［J］.Review of International Economics，1965(6):18 －31.

［2］Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development［J］.Journal of Monetary Economics，1988(12):3 － 42.

［3］Romer P M.Endogenous Technological Change［J］.Journal of Political Economy，1990，98(5):71 －102.

［4］Barro R J.Sala － I－ Martin X.Technological Diffusion，Convergence and Growth ［J］.Journal of Economic Growth，1997(1):1－26.

［5］鄒 薇，代 謙.技術模仿、人力資本積累與經濟趕超［J］.中國社會科學，2003(5):26－38.

［6］顏鵬飛，王 兵.技術效率、技術進步與生產率增長:基于DEA的實證分析［J］.經濟研究，2004(12):55－65.

［7］Thomas G R.人力資源與中國長期經濟增長［J］.經濟學(季刊)，2011(4):1153－1185.

［8］宋家樂，李秀敏.中國人力資本及其分布同經濟增長的關系研究［J］.中國軟科學，2011(5):162－168.

［9］胡永遠.人力資本積累與地區經濟增長的聯動關系分析［J］.中國人口.資源與環境，2011(12):153－157.

［10］高遠東，花擁軍.異質型人力資本對經濟增長作用的空間計量實證分析［J］.經濟科學，2012(1):39－50.

［11］陳宗勝，吳 浙，謝思全.中國經濟體制市場化進程研［M］.上海:上海人民出版社，1999:13－47.

［12］樊 綱，王小魯，張立文，朱恒鵬.中國各地區市場化相對進程報告［J］.經濟研究，2003(3):9－18.

［13］方 穎，趙 揚.尋找制度的工具變量:估計產權保護對中國經濟增長的貢獻［J］.經濟研究，2011(5):138－148.

［14］Roland，Transition and Economics:Politics.Market and Firms［M］.Massachusetts:The MIT Press，2000:23 －52.

［15］王小魯.中國經濟增長的可持續性與制度變革［J］.經濟研究，2000(7):3－16.

［16］汪 鋒，張宗益，康繼軍.企業市場化、對外開放與中國經濟增長條件收斂［J］.世界經濟，2006(6):48－60.

［17］張軍，陳詩一.結構改革與中國工業增長［J］.經濟研究，2009(7):4－20.

［18］周黎安，陶 婧.政府規模、市場化與地區腐敗問題研究［J］.經濟研究，2009(1):57－69.

［19］樊 綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻［J］.經濟研究，2011(9):4－16.

［20］加里·S·貝克爾.人力資本［M］.梁小民，譯.北京:北京大學出版社，1986:42－46.

［21］黃怡勝.市場化進程、人力資本投資與欠發達國家長期經濟增長［C］.第五屆中國經濟學年會會議論文.2005.

［22］Arellano M.Bover O.Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error － components［J］.Journal of Econometrics，1995(34):29 －52.

［23］Blundell R，Bond S.Windmeijer F.Estimation in Dynamic Panel Data Models:Improving on the Performance of the Standard GMM Estimator［J］.Advances in Economics，2000(15):53－91.

［24］Windmeijer F.A Finite Sample Correction for the Variance of Linear Efficient Two － step GMM Estimators［J］.Journal of Econometrics，2005(126):25 －51.

［25］Young A.Gold into Base Metals:Productivity Growth in the People's Republic of China during the Reform Period［J］.Journal of Political Economy，2003(111):1220 － 1260.

［26］白重恩，謝長泰，錢穎一.中國的資本回報率［J］.比較，2007(28):1－22.

［27］單豪杰.中國資本存量K的再估算:1952－2006年［J］.數量經濟技術經濟研究，2008(10):17－31.

［28］樊 綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告［M］.經濟科學出版社，2010:23－128.

［29］Bond S.Projection Estimators for Autoregressive Panel DataModels ［J］.EconometricsJournal，2002(24):457－479.