農村人力資本投資結構與內生經濟增長

鄭 震

一、引 言

從經濟學角度考慮，經濟增長是指一國（或一地區）在一定時期內所生產的商品和勞務總量的增長。宏觀經濟學將經濟增長分為外延式增長和內涵式增長。外延式增長，也稱為投入型增長，是指由投入要素的增加而引起的經濟總量增加；內涵式增長，又稱效率型增長，是指由市場效率、技術進步、組織創新及能力實現等引起的經濟增長。眾多學者已形成共識：經濟可持續增長不僅取決于物質要素的投入和積累，而且取決于能推動技術進步的人力資本要素的投入與積累。舒爾茨（1962）指出人力資本投資是經濟增長的一個重要解釋變量，可以在很大程度上解釋相近的要素投入卻帶來較大的產出差別。這種差別主要體現在勞動者收入水平和勞動生產效率等方面。貝克爾（Becker）指出，“對于人力的投資是多方面的，其中主要是教育支出、保健支出、勞動力國內流動的支出或用于移民入境的支出等形成的人力資本”（1964）。這在一定程度上探析了人力資本投資結構問題。Dension（1967）、Jorgenson和 Griliches（1967）從異質勞動對促進經濟增長的關系方面進行了探析，這說明人力資本投資結構問題有了進一步的分析。

縱觀人力資本對經濟增長理論的發展歷史，舒爾茨指出了人力資本收益遞增將促進經濟增長，但定性分析較多。羅默（1986）建立了知識溢出模型，認為長期經濟增長主要是由知識積累推動的，但忽視了教育及其他人力資本投資方式對知識技術進步的決定作用，以及對經濟增長的作用。盧卡斯（1988）建立了人力資本溢出模型，此模型將人力資本作為生產要素引入其中，揭示了經濟增長的根本動力，但他沒有將正規教育和“干中學”兩種人力資本積累方式結合起來，也沒有考慮其他如在職培訓、醫療保健等人力資本投資方式。Mankiw、Romer和Weil（1992）構造了一個包含人力資本要素在內的外生經濟增長模型，并采用經驗數據加以證明，指出了人力資本因素帶來了地區經濟增長差距和勞動者收入差距。不難看出，上述從人力資本角度對經濟增長促進作用的研究，大多側重于人力資本投資數量對經濟增長的影響，而忽視了人力資本投資結構對經濟增長的影響。

對于人力資本投資促進經濟增長的實證研究方面，國內外很多學者做了突出貢獻，如Sengupta（1993）Brro（1993）Benhabit和Spiegel（1994）、Pritch-ett（1996）等，但得出了許多不同的結論，這可能與他們忽略了人力資本投資結構問題有關系。如國內的郭繼強（2005）、楊建芳（2006）等，他們都借助了MRW模型實證分析了人力資本投資結構對經濟增長的影響。另外余長林（2006）構建了一個包含教育資本和健康資本的內生經濟增長理論模型，但未加以實證分析。

綜觀文獻，目前關于農村人力資本投資結構對經濟增長的影響研究還很少。我國是一個農業大國，農村人口占到近2／3，農村人口對經濟增長的貢獻是巨大的。根據中國社會科學院農村發展研究所和國家統計局農村經濟調查總隊編寫的《農村經濟綠皮書》關于GDP的劃分，可以發現，農村GDP的比重占到1／2左右。因此，本文擬將探析農村私人生產性教育投資、公共教育投資和私人醫療保健投資、公共醫療衛生支出對農村經濟增長的影響。

本文結構安排如下：第二部分構建一個內生經濟增長模型，分析農村私人生產性教育投資和公共教育投資、私人醫療保健投資和公共醫療衛生支出、包含教育投資和醫療保健投資在內的人力資本投資對經濟增長績效的內在影響機制；第三部分實證分析并檢驗上述模型；第四部分是結論及啟示。

二、理論模型

Steger（2002）等指出資本可分為實物資本和人力資本。在此，我們參照劉長生等（2009）的研究，假設存在如下生產函數：

其中，y為社會產出，k為包含實物資本和人力資本在內的復合資本投入。實物資本kp的動態方程為：

其中，t為宏觀稅率，c為消費支出，δp為實物資本折舊率。人力資本的動態方程為：

其中，Ce,為私人生產性教育消費支出，Ch為私人醫療保健支出，Ge為政府對公共文化教育支出，Gh為政府對公共醫療衛生服務支出。μ1和μ2分別表示私人和政府人力資本投資結構轉化為人力資本存量的不變的外生參數；β和γ分別為人力資本增量關于私人教育投資和政府教育投資的不變彈性。β,γ∈(0,1)

為簡化問題的分析，將（3）式轉化為：

其中，μ為私人和政府人力資本總投資結構轉化為人力資本存量的不變的外生參數；Ie為私人和政府教育投資總額；Ih為私人和政府醫療衛生保健投資總額；η為人力資本增量關于私人和政府教育總投資的不變彈性，η∈(0,1)。

假設1：人力資本運動函數具有嚴格擬凹性質。即：h'(·)?0，h"(·)?0

再將（2）（4）式代入（5）式可得：

由（5）式可知，就整個社會經濟體系而言，在實際資本總量一定的情形下，物資資本投資和人力資本投資是此消彼長的。假設用于人力資本投資的比重為ρ；由（4）式同樣得到，在一定時期一個經濟體系的人力資本投資總額一定時，教育投資和醫療衛生保健投資也存在此消彼長的關系。于是我們可得到：

由（7）構造拉格朗日函數得：

我們對（8）求一階導數可得到余長生（2006）基本一致的推論1：當私人和政府人力資本投資總額一定時，只要選擇教育投資與健康投資之間的恰當比例，就能使得人力資本增量達到最大化，而這個比例是人力資本增量對于教育投資的彈性。

同樣道理，可得到推論2：當一個經濟體系中復合資本總額一定時，只要選擇物質資本投資和人力資本投資之間的恰當比例，就能使得社會產出，即經濟增長達到最優化，而這個比例是經濟增長量對人力資本投資的彈性。

三、實證分析：基于經驗數據的單位根和協整檢驗

（一）變量的選擇與數據說明

本文選擇的樣本數據為中國大陸31個省份1997－2010年的面板數據。農村經濟產出、勞動和物質資本、人力資本等數據來自各省統計年鑒、農村統計年鑒及各年中國統計年鑒：（1）農村經濟產出yt，用農村GDP表示，它包括第一產業增加值及農村第二、三產業增加值。本文主要采用中國社會科學院農村發展研究所和國家統計局農村社會經濟調查總隊編寫的《農村經濟綠皮書》（相關年份）中關于GDP的城鄉劃分，對GDP進行分解，計算得到農村GDP數據。單位：億元；（2）總勞動用鄉村勞動力總數表示；（3）物質資本用農村集體部位和農村居民個人固定資產投資額表示。（4）人力資本存量是借鑒胡德龍（2005）介紹的方法，用在各學制前乘以相應權數的方法度量人力資本，計算各級教育權數為：小學和初中都是1，高中教育是2.02，高等教育是6.69，計算各級教育所擁有的人力資本為，文盲半文盲的是0，小學文化程度的是6年，初中文化程度的是9年，高中文化程度的是15.06（9＋2.02×3）年，大專及以上文化程度的是 41.82（15.06＋4×6.69）年，最后用各級教育所擁有的人力資本與各級教育文化程度的從業人數占總從業人數的比例模擬得到。（5）私人生產性教育消費支出Cet和醫療保健支出Cht分別以各地區農村家庭人均文教娛樂用品及服務支出和人均醫療保健支出表示。（6）農村公共教育支出Get和農村公共醫療衛生保健支出Ght分別以各省份人均政府教育支出和人均醫療衛生保健支出表示。

為了探析地區差異，本文將全國31省份分為東、中、西、東北四個地理區域，東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中部地區包括山西、安徽、江西、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、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆；東北地區包括遼寧、吉林、黑龍江，然后對其進行面板數據分析。

（二）私人生產性教育消費支出與醫療衛生保健支出、政府公共教育與醫療投資對人力資本增量的影響

基于上述理論分析，我們對私人生產性教育消費支出與醫療衛生保健支出、政府公共教育與醫療投資對人力資本增量的影響構建如下實證模型：

其中，αit為各解釋變量的系數項，1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、分別為各省份不同時期人力資本、私人生產性教育消費支出、私人生產性醫療衛生保健支出、公共教育支出和公共醫療衛生服務支出的對數值。1nkipt為一個控制變量，以各省份農村物質資本存量與農村就業人數的比值表示，反映人均物質資本形成對農村人力資本增量的影響。在此，之所以取對數，主要是考慮到變量對數的差分近似地等于該變量的變化率。

在檢驗私人生產性教育消費支出與醫療衛生保健支出、政府公共教育與醫療投資對人力資本增量是否有協整關系前，需要首先對 1n kiht、1nCiet、Ciht、Gi-et、Giht、進行單位根檢驗。關于面板數據單位根檢驗的方法很多，且又各有優缺點。在此，我們選擇最常用的ADF檢驗法（1999）進行檢驗，檢驗結果如下表1。

表1 變量的ADF平穩性檢驗結果

由表 1，我們可以發現，1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、的水平序列都不能拒絕有單位根的假設，但他們的一階差分△1n kiht、△1nCiet、△Ciht、△Giet、△Giht、除了中部的△1nCiet和東北的△Ciht在5%的顯著水平上拒絕有單位根的假設外，其余都在1%的顯著水平上拒絕有單位根。這說明這些變量都是一階單整序列。控制變量1n kipt的水平序列也不能拒絕有單位根的假設，但其一階差分變量在1%的顯著水平上拒絕有單位根假設，說明1n kipt也是一階單整的。

然后，我們繼續檢驗 1n kiht、1nCiet、Ciht、Giet、Giht、1n kiht是否存在協整關系。借助Eviews5.1先利用兩步檢驗法先進行回歸分析，再對其產生的殘差序列進行單位根檢驗。結果如表2。表2中各變量的回歸系數基本在1%或5%水平上顯著，其殘差的面板單位根檢驗除中部地區在5%水平上拒絕有單位根假設外，其他三個地區都在1%水平上拒絕有單位根假設，說明上述六個變量間具有協整關系，即說明私人教育投資和醫療衛生保健投資和公共教育支出和醫療衛生保健支出是地區人力資本增量多寡的長期影響因素，從而驗證了假設1和推論1的正確性。從各地區回歸系數分析，東部和東北地區各變量的回歸系數高于全國水平；在中部，除了私人教育投資支出和人均物質資本形成對農村人力資本增量的影響高于全國水平外，其他都低于全國水平；在西部，各變量對人力資本增量的影響水平都不及全國水平。從各變量的回歸系數看，就人力資本投資結構而言，除東部教育支出低于醫療衛生保健支出外，其他地區和全國總體上教育支出比例偏高些；就私人和公共人力資本投資產出效率而言，前者大于后者。由此可見，人力資本投資結構地區差異較為明顯，投資結構有待改善。

表2 lnkiht、lnCiet、lnCiht、lnGiet、lnGiht、lnkipt之間協整關系檢驗與回歸結果

殘差的面板單位根檢驗-ADF值

（三）農村人力資本增量對農村經濟增長的影響分析

由上述推論，我們構建如下的實證分析模型：

其中，1n Yit、1n kiht分別表示農村國內生產總值、農村人力資本增量，1n Zit為控制變量，主要包括農村集體單位和農村居民個人固定資產投資1n Iit、第一產業占農村GDP的比重1n Uit、財政用于支農的科技費用1n RDit等，數據來源同上。于是（10）式可寫為：

首先，對 1n Yit、1n kiht、1n Iit、1nUit、1nRDit進行單位根檢驗，得到表3。我們不難發現，這五個變量的一階差分除東部的人力資本增量指標、中部的固定資產投資額、西部的第一產業結構、東北的人力資本增量在5%的水平上顯著外，其他變量指標都在1%的水平上顯著，拒絕存在單位根原假設。因此，這五個變量基本上是一階單整的。然后，再對其進行面板數據協整檢驗，得到表4結果。

表3 lnYit、lnkiht、lnIit、lnUit、lnRDit的 ADF平穩性檢驗

表4 lnYit、lnkiht、lnIit、lnUit、lnRDit的協整檢驗與回歸結果

殘差的面板單位根檢驗—ADF值

表4表明四個解釋變量的回歸系數都在1%或5%的水平上顯著，而且其殘差的面板數據都在1%或5%的水平上拒絕有單位根的假設，這四個解釋變量都長期作用于農村經濟產出的多少，這檢驗了推論2的正確性。比較各解釋變量的回歸系數，對農村經濟產出起重要作用的還是物質資本的投資所產生的效率，第一產業對農村經濟產出產生的效率也較大，除東部此效率小于人力資本增量所產生的效率外，其他地區及全國總體人力資本增量所產生的效率都不及第一產業所產生的效率；財政用于支農的科技費用的產出彈性最小。地區人力資本增量對農村經濟產出彈性由大到小依次是東部、東北、中部、西部。

四、結論及啟示

本文主要從理論和實證兩方面分析了農村私人教育投資和醫療衛生保健投資、公共教育投資支出和公共醫療衛生保健支出對農村人力資本增量的正面促進作用和農村人力資本增量對農村經濟產出的顯著正影響。具體而言，在人力資本投資總額一定的條件下，需要選擇教育投資與健康投資之間的恰當比例，才能使得人力資本增量達到最大化，而這個比例是人力資本增量對于教育投資的彈性；當一個經濟體系中復合資本總額一定時，需要選擇物質資本投資和人力資本投資之間的恰當比例，才能使得社會產出，即經濟增長達到最優化，而這個比例是經濟增長量對人力資本投資的彈性。在實證分析我國四大經濟地區農村人力資本投資結構與農村經濟產出差異時可以發現：①東部和東北地區無論是人力資本投資總額還是結構都優于全國總體水平，西部地區的情況則相反，而中部地區私人教育投資比例較大，其他人力資本投資比例還存在一定的差距；②從人力資本投資結構看，除東部教育支出低于醫療衛生保健支出外，其他地區和全國總體上教育支出比例偏高些；③從私人和公共人力資本投資產出效率看，前者大于后者；④地區人力資本增量對農村經濟產出彈性由大到小依次是東部、東北、中部、西部；⑤整體看來，現階段我國農村人力資本投資產出效率仍不及物質資本投資產出效率，而且差距不小，平均達0.241。

由上可得到如下一些啟示：①不管是農村私人或是公共人力資本投資，結構優化是促進農村人力資本增量穩定持續進行的關鍵，而我國現階段還是強調教育投資所帶來的效率，相對忽略了健康投資產生的效率；②私人人力資本投資產出效率高于公共人力資本投資效率，這就提示政府要著力優化農村產業結構，幫扶農民創收以提高其私人人力資本投資能力，正確引導私人人力資本投資；③不管是農村私人或是公共人力資本投資，四大地區的差異較為明顯，目前中央政府對西部地區的投資力度有一定的加大，當地政府對農村人力資本投資也不斷加強，但這種有益效應仍未能在該受益的農村居民身上得以發揮，這是值得我們深思的。

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