詹新宇

(1.廣西師范大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，廣西桂林541004;2.中國人民大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京100872)

一、引言及相關(guān)文獻評述

西方經(jīng)濟學(xué)家從理論上證明了人力資本是西方發(fā)達國家和新興工業(yè)國家經(jīng)濟增長的內(nèi)生因素，這些國家的經(jīng)濟增長事實也顯示出人力資本投資和人力資本積累是經(jīng)濟持續(xù)增長的重要基礎(chǔ)。Uzawa(1965)把資本分為物質(zhì)資本和人力資本，從而首次把人力資本引入了經(jīng)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(jīng)濟增長的引擎［2］;Romer(1990)［3］、Barro(1997)［4］等學(xué)者也把人力資本作為經(jīng)濟增長的決定因素來研究。

改革開放以來，中國經(jīng)濟經(jīng)歷了30多年的持續(xù)快速增長，不少學(xué)者也從人力資本視角來考察中國經(jīng)濟高速增長的原因。鄒薇等(2003)研究了人力資本積累對技術(shù)模仿和經(jīng)濟趕超的影響［5］;顏鵬飛等(2004)發(fā)現(xiàn)人力資本對中國全要素生產(chǎn)率提高和技術(shù)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(qū)域比較研究發(fā)現(xiàn)，異常豐富的人力資本是中國經(jīng)濟持續(xù)增長的最重要驅(qū)動力［7］;宋家樂等(2011)實證研究了人力資本及其各分布同經(jīng)濟增長的關(guān)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(chǎn)率的提高起促進作用［8］;胡永遠(2011)發(fā)現(xiàn)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(qū)經(jīng)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(jīng)濟增長貢獻最大，技能人力資本與制度人力資本對經(jīng)濟增長的作用統(tǒng)計上均不顯著，這反映出中國人力資本結(jié)構(gòu)層次較為低下［10］。分析發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)對人力資本與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，主要是建立在內(nèi)生經(jīng)濟增長理論框架的基礎(chǔ)上。但內(nèi)生經(jīng)濟增長理論是對“二戰(zhàn)”后西方發(fā)達國家高速經(jīng)濟增長的理論總結(jié)，都隱含一個極為關(guān)鍵的假設(shè):市場經(jīng)濟制度已相當(dāng)完善，且保持相對恒定。因此，這些模型對市場經(jīng)濟制度已經(jīng)相當(dāng)穩(wěn)健的國家和地區(qū)經(jīng)濟增長有很強的解釋能力，但對像市場經(jīng)濟制度還不完善且一直處于變革當(dāng)中的發(fā)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(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的最為基本的改革方向，也是推動中國經(jīng)濟持續(xù)快速增長的關(guān)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(jīng)濟中對資源配置作用持續(xù)增大，經(jīng)濟對市場機制依賴程度不斷加深和增強、市場機制從產(chǎn)生、發(fā)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(guī)章制度的變化，而是一系列經(jīng)濟、社會、法律制度的變革［12］?？梢姡V等人認為市場化不但體現(xiàn)在經(jīng)濟方面市場機制的加深，還體現(xiàn)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(zhuǎn)型時期的中國經(jīng)濟問題時，我們發(fā)現(xiàn)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(chǔ)之上的實證研究發(fā)現(xiàn)，制度對中國經(jīng)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(yīng)等變量以后，制度對經(jīng)濟增長的效應(yīng)仍然最為顯著。中國從計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的市場化改革是經(jīng)濟、社會、法律等一系列的大規(guī)模制度變遷，這使得影響中國人力資本和物質(zhì)資本積累的更為基礎(chǔ)性的因素——社會經(jīng)濟環(huán)境處于快速變動之中，它必然會對中國人力資本、物質(zhì)資本積累及其產(chǎn)出效應(yīng)產(chǎn)生重要影響［13］。為此，市場化與經(jīng)濟增長的關(guān)系問題，也一直是20世紀(jì)90年代初以來轉(zhuǎn)型經(jīng)濟學(xué)最為關(guān)心的問題之一［14］。國內(nèi)方面，王小魯(2000)發(fā)現(xiàn)勞動力要素在部門和城鄉(xiāng)之間的再配置是改革時期經(jīng)濟增長的重要源泉［15］;汪鋒等(2006)的研究認為，中國的經(jīng)濟體制改革極大地釋放了其潛在生產(chǎn)力，促進了經(jīng)濟的持續(xù)快速增長［16］;張軍等(2009)發(fā)現(xiàn)非國有工業(yè)部門的發(fā)展顯著提高了工業(yè)生產(chǎn)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(qū)腐敗水平有顯著影響［18］。

然而，以上這些對中國經(jīng)濟問題的研究，受制于市場化程度定量化指標(biāo)的缺乏，主要是用非公有制企業(yè)雇員占全部所有制企業(yè)雇員總數(shù)的比例、外商直接投資占當(dāng)?shù)谿DP的比例或者進出口貿(mào)易額占當(dāng)?shù)谿DP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(jīng)濟增長的內(nèi)生性問題，但是容易遇到模型遺漏其他變量導(dǎo)致的虛假回歸問題，也無法解釋促進經(jīng)濟增長的具體市場因素以及市場化程度的提高對經(jīng)濟增長的影響有多大等問題。為此，樊綱等(2011)在全面構(gòu)建中國各省份市場化進程相對指數(shù)的基礎(chǔ)上，定量考察了市場化改革對全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的貢獻，發(fā)現(xiàn)樣本期市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻達到年均1.45%，對全要素生產(chǎn)率的貢獻高達39.2%［19］。經(jīng)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(jīng)濟增長效應(yīng)的作用，從而沒能很好地解釋市場化進程促進經(jīng)濟增長的內(nèi)生機制問題。

綜上所述，已有研究要么局限于人力資本與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究，要么僅僅分析市場化與經(jīng)濟增長的關(guān)系，而缺乏市場化進程變化對人力資本積累及其經(jīng)濟增長效應(yīng)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(jīng)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(fā)展中國家經(jīng)濟增長的驅(qū)動力來自勞動者對新技術(shù)的掌握，更來自市場化進程引起存量物質(zhì)資本和人力資本效率的提高。但是，市場化對經(jīng)濟增長及人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)的影響程度到底有多大呢?為此，在理論模型分析的基礎(chǔ)上，建立計量模型并利用中國省級面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析。

理論方面，本文在包含人力資本的經(jīng)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(jīng)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(tǒng)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(jīng)濟增長效應(yīng)的重要影響。本文以下部分的結(jié)構(gòu)安排是:第二部分是模型構(gòu)建;第三部分是回歸方法和數(shù)據(jù)說明;第四部分是實證結(jié)果分析;第五部分是結(jié)論與啟示。

二、模型構(gòu)建

為分析市場化的直接經(jīng)濟增長效應(yīng)及其對人力資本產(chǎn)出效應(yīng)的間接影響，本文在包含人力資本的經(jīng)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(chǎn)函數(shù)方程

在經(jīng)濟增長的實證文獻中，柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)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(chǎn)函數(shù)，將其設(shè)定為:

上式中，Y(t)是總產(chǎn)出，A(t)為技術(shù)水平，K(t)為物質(zhì)資本存量，L(t)是勞動力數(shù)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(shè)定為:

在式(2)中，社會儲蓄率s固定不變，總儲蓄sY(t)都轉(zhuǎn)化為物質(zhì)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(xùn)、實踐經(jīng)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(yǎng)、醫(yī)療、教育和培訓(xùn)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(yīng)增加，但由于物質(zhì)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(dāng)期收入水平y(tǒng)(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(guān)鍵。市場經(jīng)濟憑借健全的制度和法律的有效執(zhí)行為基礎(chǔ)，尊重個人選擇、強調(diào)私有財產(chǎn)的保護以及鼓勵自由交換，因此市場經(jīng)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(yǎng)、醫(yī)療、教育和培訓(xùn)的投資除了提高自身的收入以外，還可以代代相傳。為實現(xiàn)當(dāng)代及后代人的人力資本投資收益權(quán)利，需要完善的產(chǎn)權(quán)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(quán)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(guān)，市場化程度的提高對人力資本投資邊際效應(yīng)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(shè)定為:IH(t)=By(t)θ(t)。其中B＞0是常數(shù)，y(t)是人均收入水平，θ(t)是市場化水平。

現(xiàn)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(yǎng)、醫(yī)療、教育和培訓(xùn)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(jīng)濟增長穩(wěn)態(tài)方程

將生產(chǎn)函數(shù)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(shù)水平、物質(zhì)資本存量、人力資本存量、勞動者數(shù)量以及市場化程度共同決定。將(δH－n)移至左邊，得到經(jīng)調(diào)整的人力資本存量增長率gH(t)+(δH－n)，對其取自然對數(shù)然后關(guān)于時間t求導(dǎo)得調(diào)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(zhì)資本存量增長率gK(t)為:

將常數(shù)δK移到左邊，得到經(jīng)調(diào)整的物質(zhì)資本增長率gK(t)+δK，該增長率表明物質(zhì)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(diào)整的物質(zhì)資本存量增長率取自然對數(shù)，然后關(guān)于時間求導(dǎo)，就得到關(guān)于gK(t)+δK的增長率為:

到此為止，方程(8)、方程(10)就構(gòu)成關(guān)于gH(t)和gK(t)的非線性動力系統(tǒng)。在關(guān)于(gH(t)，gK(t))的穩(wěn)態(tài)上，gH(t)和gK(t)不隨時間變化，對應(yīng)地，方程(8)、方程(10)的左端為0，得到:

聯(lián)立方程(11)、方程(12)解得，在系統(tǒng)處于穩(wěn)態(tài)時:

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

將以上穩(wěn)態(tài)時gH(t)和gK(t)的穩(wěn)定值代入，得到在穩(wěn)定增長狀態(tài)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(wěn)態(tài)經(jīng)濟增長率的決定方程。更為細致的分析可發(fā)現(xiàn)，式(17)與隱含假定市場經(jīng)濟已經(jīng)相當(dāng)完善并且保持恒定的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論不同，經(jīng)濟可以達到的增長率還與市場化水平正向相關(guān)，但這種正相關(guān)關(guān)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(yè)問題，或者提高技術(shù)水平，人均收入就有穩(wěn)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(shù)進步速度gA都既定的前提下，人均收入穩(wěn)態(tài)增長率與市場化程度θ(t)呈超線性正向相關(guān)，即市場化程度越高，穩(wěn)定增長率累進地越高。因此，式(17)是市場化程度的經(jīng)濟增長效應(yīng)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(jīng)濟增長的有直接和間接兩種實現(xiàn)機制(圖1):不僅直接影響經(jīng)濟增長，還可能通過影響人力資本進而間接影響經(jīng)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(chǎn)出效應(yīng)”，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(chǎn)出效應(yīng)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(xiàn)實經(jīng)濟增長是一個動態(tài)過程，不僅取決于當(dāng)前因素，還與過去因素有關(guān)，即可能存在著路徑依賴問題，為此本文在模型中加入了經(jīng)濟增長速度的一階滯后項gyit－1。綜合起來，本文設(shè)定如下形式的動態(tài)面板數(shù)據(jù)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(zhì)資本存量、勞動力和人力資本的增長速度;ηi為個體效應(yīng)，用以捕捉地理環(huán)境、資源稟賦和社會制度等地區(qū)異質(zhì)性因素的影響;μt為時間效應(yīng)，代表不隨地區(qū)變化的時期固定效應(yīng)，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(jīng)濟增長的影響機制示意圖

三、回歸方法與數(shù)據(jù)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(yīng)估計(fixed－effects OLS)和系統(tǒng)GMM估計(system－GMM)。由于沒有控制地區(qū)固定效應(yīng)，混合估計通常會高估因變量滯后項的系數(shù)。對于方程(18)，如果模型不存在內(nèi)生性問題，可以使用固定效應(yīng)模型進行估計，雖然可能由于時期比較少，固定效應(yīng)模型會低估因變量滯后項的系數(shù)。然而，由于方程(18)因變量的滯后項出現(xiàn)方程的右邊，它可能與模型隨機擾動項相關(guān);同時，市場化、人力資本與經(jīng)濟增長之間可能存在雙向影響關(guān)系，這也會引發(fā)解釋變量的內(nèi)生性問題。所有這些，都會使方程(18)的固定效應(yīng)模型估計產(chǎn)生偏誤。

為了解決以上問題，根據(jù)一般經(jīng)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(jié)果。工具變量法雖然能夠避免內(nèi)生性問題，但容易受到模型遺漏其他變量導(dǎo)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(tǒng)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(dāng)滯后期為工具變量進行估計。然而當(dāng)樣本的時間維度比較短，并且方程(18)中g(shù)yit－1的系數(shù)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(zhuǎn)換也有一定缺陷，它會導(dǎo)致一部分樣本信息的損失，并且當(dāng)解釋變量在時間上有持續(xù)性時，工具變量的有效性同樣會減弱，從而影響估計結(jié)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(tǒng)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(tǒng)GMM估計比差分GMM估計的偏差更小，有效性更高［23］。此外，系統(tǒng)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(chǎn)生向下偏離，低估真實 t值［22］。因此，Windmeijer(2005)建議采用兩步穩(wěn)健型估計［24］。

考慮到系統(tǒng)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(shè)為工具變量聯(lián)合有效;在AR檢驗中，殘差項允許存在一階序列相關(guān)，但不允許存在二階序列相關(guān)。

(二)數(shù)據(jù)說明

由于本文所需要的市場化相對進程指數(shù)只有1997－2007年間的數(shù)據(jù)，因此本文利用1997－2007年間全國30個省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)進行實證研究①西藏由于部分數(shù)據(jù)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(chǎn)投資、勞動力數(shù)量等主要變量均來源于《新中國六十年統(tǒng)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(guān)于資本存量(Kit)的估算，國內(nèi)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(chuàng)的永續(xù)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(xué)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(nèi)在的一致性，并根據(jù)最近幾年國家統(tǒng)計局經(jīng)濟普查及其修正的最新資料和數(shù)據(jù)估算出具有生產(chǎn)性的資本存量。因此，本文的資本存量數(shù)據(jù)采用了單豪杰(2008)［27］的估計結(jié)果，并折算為以1997年為基期的實際值。

關(guān)于人力資本，不同學(xué)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(tǒng)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(jīng)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(chǎn)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(xué)歷指數(shù)法、技術(shù)或職稱等級法、教育經(jīng)費法、受教育年限法等。在實證研究中，受教育年限法由于數(shù)據(jù)的易得性等優(yōu)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(shù)，加總之和再除以相應(yīng)的總?cè)丝?，便得到人均受教育年限。對于年限的處理如?大專及其以上教育以16年計，高中、初中、小學(xué)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(tǒng)計描述

關(guān)于市場化，國民經(jīng)濟研究所最新公布的分省市場化指數(shù)［28］有效解決了中國市場化進程數(shù)據(jù)缺乏的難題。該項市場化指數(shù)作為代表市場化進程的綜合性指標(biāo)，具有如下幾個優(yōu)點:它包含了制度經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟增長的各種制度因素，是一個全面的綜合指標(biāo);該指標(biāo)是市場水平直接的衡量標(biāo)準(zhǔn)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(qū)1997－2007年連續(xù)11年的面板數(shù)據(jù)，對中國各地區(qū)的市場化進程進行了較長時期的跟蹤和綜合評價。其基礎(chǔ)指標(biāo)評分是以2001年為基期，在0～10之間取值(基期單項基礎(chǔ)指標(biāo)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(jù)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(shù)平均法，計算得到各省市分年度的市場化綜合指數(shù)。指數(shù)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(shù)又由“政府與市場的關(guān)系”(m1it)、“非國有經(jīng)濟的發(fā)展”(m2it)、“產(chǎn)品市場的發(fā)展程度”(m3it)、“要素市場的發(fā)展程度”(m4it)、“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”(m5it)等5個主要領(lǐng)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(chǎn)出效應(yīng)和經(jīng)濟增長的影響，本文在實證方程(18)的基礎(chǔ)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(biāo)去均值化:

本文所有變量的統(tǒng)計特征如表1所示。

四、結(jié)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(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，發(fā)現(xiàn)因變量gyit為平穩(wěn)性序列，且利用面板協(xié)整檢驗Pedroni和Kao方法得出模型變量之間存在長期均衡穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)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(yīng)估計(FE)、一步系統(tǒng)GMM估計(SYS1)和二步系統(tǒng)GMM估計(SYS2)的回歸結(jié)果。模型(1)的實證結(jié)果顯示，由于個體差異的顯著性檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗值大于橫截面固定效應(yīng)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(shè)，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(yīng)還是隨機效應(yīng)的截面面板模型，進行Huasman Test，模型(2)的結(jié)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(yīng)的原假設(shè)。

表2 市場化、人力資本與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果:基于全國層次

根據(jù)模型3的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)AR(1)拒絕原假設(shè)而AR(2)接受原假設(shè)，其統(tǒng)計量不顯著說明了不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)成立，即模型設(shè)定可取。同時，Sargan檢驗的統(tǒng)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(tǒng)GMM估計量具有一致性，但如果使用的工具變量較弱時，動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM估計量可能會發(fā)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(tǒng)GMM的估計量和混合回歸估計量以及固定效應(yīng)回歸估計量進行對比，觀察因變量滯后項的系統(tǒng)GMM估計量是否介于其他兩種估計量之間［29］。這是因為當(dāng)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(yīng)回歸會導(dǎo)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(yīng)該處在兩者范圍之內(nèi)。這說明，因變量一階滯后項gyit－1的真實系數(shù)應(yīng)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(tǒng)GMM 估計量(0.6931)恰好處在這個區(qū)間內(nèi)。在模型4的二步系統(tǒng)GMM估計結(jié)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(tǒng)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(tǒng)GMM估計(SYS1)獲得了比二步系統(tǒng)GMM估計(SYS2)更為一致的結(jié)果。為此，本文重點分析模型3的回歸結(jié)果。

觀察模型3的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)Sargan檢驗統(tǒng)計結(jié)果大于0.1，表明模型不存在內(nèi)生性問題。經(jīng)濟增長速度滯后項在1%的水平上高度顯著表明經(jīng)濟增長速度具有動態(tài)持續(xù)性，當(dāng)期經(jīng)濟增長速度形態(tài)變動受到上一期經(jīng)濟增長速度演變機制的影響，經(jīng)濟增長的“棘輪效應(yīng)”顯著。除了模型統(tǒng)計上的顯著性，根據(jù)市場化程度提高和人力資本對經(jīng)濟增長速度的系統(tǒng)GMM估計量進行定量分析，有助于深刻了解市場化程度對經(jīng)濟增長速度的影響機制。模型3的實證結(jié)果顯示:在不考慮市場化對人力資本產(chǎn)出效應(yīng)的條件下，人力資本對經(jīng)濟增長的邊際影響為β4=0.2382，約為物質(zhì)資本存量對經(jīng)濟增長產(chǎn)出影響的44.7%;市場化對經(jīng)濟增長貢獻顯著為正，影響系數(shù)為β6=0.0138;市場化與人力資本交叉變量的待估系數(shù) β5=0.0327，這表明，市場化不僅對經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接的正向影響，同時它還通過影響人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)從而間接影響經(jīng)濟增長。因此，人力資本對經(jīng)濟增長的綜合影響系數(shù)可以根據(jù)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(jīng)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(chǎn)出效應(yīng)的間接貢獻0.0327，即市場化程度每提高1分，經(jīng)濟增長速度將提高4.65個百分點。由市場化程度數(shù)據(jù)可知，市場化程度指標(biāo)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(jīng)濟增長。

為了分析人力資本的滯后項是否對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響，在模型5中加入人力資本的滯后一期，發(fā)現(xiàn)人力資本在當(dāng)期即對經(jīng)濟增長速度產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)，回歸系數(shù)為0.1523，但在滯后期卻產(chǎn)生了顯著的擠入效應(yīng)(兩者在10%水平上呈現(xiàn)正向關(guān)系)，回歸系數(shù)為－0.0179，綜合兩期人力資本對經(jīng)濟增長速度的影響效應(yīng)程度，總體上還是以當(dāng)期為主。在長期中，人力資本對經(jīng)濟增長速度的長期累積效應(yīng)為7.4405。所以在考慮到人力資本滯后期對經(jīng)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(jīng)濟增長速度加快7.44%。

模型6的回歸結(jié)果能夠進一步反映出市場化程度各具體領(lǐng)域?qū)θ肆Y本和經(jīng)濟增長的影響:(1)各個領(lǐng)域的市場化程度的提高對人力資本產(chǎn)出效應(yīng)的影響都是正方向的。但在影響人力資本產(chǎn)出效應(yīng)的市場化因素中，“非國有經(jīng)濟的發(fā)展”、“要素市場的發(fā)展程度”都以5%的顯著性水平通過檢驗;“政府與市場的關(guān)系”以10%的顯著性水平通過檢驗;“產(chǎn)品市場的發(fā)展程度”、“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”這兩個領(lǐng)域的待估參數(shù)沒有通過顯著性檢驗。(2)模型6的回歸結(jié)果經(jīng)過公式(20)的計算表明，“非國有經(jīng)濟的發(fā)展”指數(shù)每提高1分，將使得人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)提高0.4225;類似的，“要素市場的發(fā)展程度”指數(shù)每提高1分，將使得人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)提高0.6131;“政府與市場的關(guān)系”指數(shù)每提高1分，將使得人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)提高0.2079。(3)由市場化的估計系數(shù)可知，影響經(jīng)濟增長的各個市場化因素中，有3項指標(biāo)比較顯著，但是“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”最為顯著，其指標(biāo)每提高1分，經(jīng)濟增長速度提高2.14個百分點。這表明，法制完善、產(chǎn)權(quán)保護、市場中介組織發(fā)展等對經(jīng)濟增長的影響非常直接。最后，需要強調(diào)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(lǐng)域變量(模型6)后，模型3的其他回歸結(jié)果基本不變，顯示了模型3實證結(jié)果具有良好的穩(wěn)健性。

(二)分地區(qū)回歸

由全國數(shù)據(jù)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(tǒng) GMM估計(SYS1)較為合適。為便于對比，在分東、中、西部三大地區(qū)①東部地區(qū)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(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江蘇、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括內(nèi)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(tǒng)GMM估計，表3給出了相應(yīng)的估計結(jié)果。由表3可見，模型7－模型12的回歸結(jié)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(shù)都高度顯著，且均落在其真實值的合理范圍內(nèi)，這說明表中回歸結(jié)果具有一致性。

比較分地區(qū)的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn):(1)從系數(shù)顯著性水平來看，因變量滯后項、物質(zhì)資本、勞動力和人力資本的估計系數(shù)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(jié)果類似。但從系數(shù)大小比較來看，東部地區(qū)的因變量滯后項回歸系數(shù)(β1)最大，中部次之，西部最小，即經(jīng)濟增長的路徑依賴性呈現(xiàn)東、中、西依次遞減的態(tài)勢，這可能與中國地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異有關(guān):相比于中西部地區(qū)，東部地區(qū)資本密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)較多，當(dāng)期的經(jīng)濟產(chǎn)出較大程度上依賴前一期資本和技術(shù)研發(fā)，導(dǎo)致經(jīng)濟增長表現(xiàn)出較強的路徑依賴性。(2)就人力資本對經(jīng)濟增長的直接產(chǎn)出貢獻(β4)而言，東部地區(qū)最大，西部地區(qū)次之，而中部地區(qū)最小。這可能與樣本期有關(guān)，本文的樣本期為1997－2007年，2000年以來實施的西部大開發(fā)，使得西部地區(qū)人力資本集聚速度比中部地區(qū)要快，因而其對經(jīng)濟增長的貢獻也較大。(3)就市場化對人力資本產(chǎn)出效應(yīng)(β5)和市場化對經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)(β6)的影響而言，呈現(xiàn)東部、中部、西部依次遞減的排列，而且西部地區(qū)的回歸系數(shù)還不是很顯著，這與中國經(jīng)濟發(fā)展水平以及人力資本水平的地區(qū)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(jié)果來看，上述核心系數(shù)的估計結(jié)果變化不大，這表明模型回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表3 市場化、人力資本與經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果:基于東部、中部、西部省份

但比較三大地區(qū)分類市場化系數(shù)的回歸結(jié)果(β5i、β6i，i=1，2，…，5)，還有一些新的發(fā)現(xiàn)，比如:市場化與“非國有經(jīng)濟的發(fā)展”的交叉項系數(shù)(β52)在三大地區(qū)都顯著為正，這說明市場化程度的提高對促進非國有經(jīng)濟的發(fā)展進而帶動各地區(qū)經(jīng)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(guān)系”的交叉項系數(shù)(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(qū)經(jīng)濟增長的直接效應(yīng)(β6i，i=1，2，…，5)中，“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”系數(shù)僅在東部地區(qū)顯著為正，中部地區(qū)同樣為正但不顯著，而在西部地區(qū)卻有著非常輕微的負向作用。

五、結(jié)論與啟示

為分析市場化對人力資本投資及其經(jīng)濟增長效應(yīng)的影響，本文在包含人力資本的經(jīng)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(fā)現(xiàn)，市場化改革所引起的存量物質(zhì)資本和人力資本效率的提高是中國經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。在此基礎(chǔ)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(shù)據(jù)進行系統(tǒng)GMM估計。實證結(jié)果顯示，人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻顯著為正，其經(jīng)濟增長效應(yīng)受到市場環(huán)境的影響;市場化程度的提高不僅直接推動經(jīng)濟增長，同時它還通過促進人力資本進而間接影響經(jīng)濟增長。從全國層面來看，市場化因素中“非國有經(jīng)濟的發(fā)展”、“要素市場的發(fā)展程度”、“政府與市場的關(guān)系”對人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)影響顯著為正，而“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”則對經(jīng)濟增長產(chǎn)生最為直接的、顯著的正效應(yīng)。但分東、中、西三大地區(qū)的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果表明，無論是市場化對地區(qū)人力資本的產(chǎn)出效應(yīng)還是市場化對地區(qū)經(jīng)濟增長的直接產(chǎn)出效應(yīng)，都存在較大的地區(qū)性差異。

市場化程度提高對經(jīng)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(jīng)濟的可持續(xù)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(qū)間各方面客觀存在的差異性，不能搞“一刀切”。

其次，就市場發(fā)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(qū)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(jīng)濟的持續(xù)性增長及增長方式的轉(zhuǎn)變，都對將中國龐大的人力資源轉(zhuǎn)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(zhì)的同時，繼續(xù)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(xiàn)。

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

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

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