○馬娜娜

（武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430000）

教育，健康與經(jīng)濟增長關系實證研究
———基于省際面板數(shù)據(jù)

○馬娜娜

（武漢大學經(jīng)濟與管理學院 湖北 武漢 430000）

本文基于1997—2010年的省際數(shù)據(jù)，分別構建了教育資本和健康資本的指標體系，并用主成分分析法將多個指標糅合成各省教育資本和健康資本的時間序列數(shù)值，以研究人力資本尤其是教育和健康對經(jīng)濟增長的影響。結果表明：1997—2010年，人力資本是拉動我國經(jīng)濟增長的主要驅動力，且健康資本對經(jīng)濟的影響遠大于教育資本。

教育資本 健康資本 經(jīng)濟增長

一、引言

1960年，舒爾茨第一次系統(tǒng)地提出了人力資本理論。所謂人力資本，是指人們通過教育、培訓、實踐、保健及遷移等積累的知識和技能的總稱。舒爾茨認為，人力資本的增加對經(jīng)濟增長的作用要遠大于物質資本，對人力資本的投資不同也許才是收入差異的最主要原因。一經(jīng)提出，這一理論便吸引了眾多的學者，至今仍是非?；钴S的話題。

在研究人力資本對經(jīng)濟增長的作用時，大部分文獻都是用教育水平來粗略地代表人力資本，尤其是早期的文獻。并且這些文獻通常使用單一指標來刻畫教育水平，如入學率、識字率、受教育年限等。Barro（1991）用入學率代替人力資本，使用98個國家、1960—1985年的相關數(shù)據(jù)驗證了經(jīng)濟增長率和人力資本存在正相關關系。Mankiw，Romer and Weil（1992）在傳統(tǒng)Solow模型中加入人力資本，建立了MRW模型，為后來很多學者所采用。Bils and Klenow（2000）研究得出，盡管以往許多文獻證實了教育和增長之間存在正相關關系，但是教育對增長的作用只能解釋這一關系的不到三分之一。這說明在研究教育和增長之間的關系時，我們遺漏了一些因素。

如今，越來越多的學者在研究人力資本時注意到了健康的重要性，同時考慮了教育和健康這兩個因素的作用。Knowles and Owen（1995）在MRW模型的基礎上加入健康資本，并使用預期壽命來刻畫健康資本水平，通過回歸發(fā)現(xiàn)相對于教育資本，人均收入和健康資本有更強、更穩(wěn)健的關系。Mayer（2001）使用18個拉美國家、30年的數(shù)據(jù)研究健康對經(jīng)濟發(fā)展的長期影響，結果顯示健康和收入有長期的條件格蘭杰因果關系。楊建芳，龔六堂和張慶華（2006）將人力資本看作是由教育和健康這兩種資本按照C-D生產(chǎn)技術組合成的，給出了人力資本的具體構成形式，并以中國1985-2000年的省際數(shù)據(jù)進行了實證研究。

美中不足的是，以上文獻都只使用單一指標來刻畫教育或健康資本的水平，這顯然不夠全面。目前國內已有眾多學者致力于用多個指標刻畫人力資本水平：石建平等（2010）構建了25個指標的人力資本模型，并運用因子分析法測算出我國1978—2007年的人力資本指數(shù)；李德煌，夏恩君（2013）用14個指標構建了衡量人力資本水平的體系，并研究了我國1990—2010年人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻。但是這些文獻大都沒有分別測度教育和健康資本，也鮮有測度省際人力資本水平的。

鑒于此，為了更全面地測度人力資本對經(jīng)濟增長的作用，本文將沿用楊建芳，龔六堂和張慶華（2006）中的模型，將人力資本看作是由教育和健康這兩種資本按照C-D生產(chǎn)技術組合成的，并分別構建了教育資本和健康資本的指標體系，使用多個指標、基于省際數(shù)據(jù)來測算教育和健康資本的水平。多指標相對于單指標來說包含更多的信息，但是，多指標并不適合直接進行回歸分析。本文使用SPSS軟件進行主成分分析，分別將多個指標糅合成各省教育資本和健康資本的數(shù)值。

二、回歸方程及指標體系

1、回歸方程

對于人力資本的構成形式，本文沿用楊建芳，龔六堂和張慶華（2006），將人力資本看作是由教育和健康這兩種資本按照C-D生產(chǎn)技術組合成的，如下（1）式。其中，E代表教育資本，M代表健康資本。對于產(chǎn)出方程，本文采用最常見的MRW模型。

H=EλM1-λ，0＜λ＜1 （1）

在將模型變換成回歸方程時，有兩種常見的方法可供選擇：一種是求導產(chǎn)生的關于各個變量增長率關系的回歸方程，如下（2）式所示，記作A方程；另一種是通過平衡增長路徑假設求解的回歸方程，如下（3）式所示，記作B方程。需要注意的一點是，為了通過平衡增長路徑假設求解方程，我們需要假設經(jīng)濟是規(guī)模報酬不變的。另外，仿照楊建芳，龔六堂和張慶華（2006），我們也在B方程中增加了一個控制變量：時間變量t（取1997年的時間t=1）。

A方程和B方程進行回歸所需要的數(shù)據(jù)是不一樣的，而我們知道現(xiàn)實中獲得的數(shù)據(jù)和數(shù)據(jù)處理會對其準確性造成影響，選擇兩種回歸方程就是為了考察當我們選擇不同的數(shù)據(jù)時，我們所得出的結論是否會發(fā)生根本性的變化。

2、指標體系的構建

對于教育資本，在考慮了數(shù)據(jù)的可獲得性和相關性的基礎上，本文使用了五個指標來進行刻畫：e1，每萬人普通高校專任教師數(shù)（人/萬人）；e2，普通高等學校在校學生數(shù)占總人口的比重（‰）；e3，人均教育經(jīng)費（百元/人）；e4，普通高中在校學生數(shù)占總人口的比重（‰）；e5，文盲、半文盲占15歲及以上人口比重（%）的倒數(shù)。以上指標要么是對一個地區(qū)教育資源狀況的衡量，要么是對受教育比例的衡量，均與教育水平存在邏輯上的正相關關系。

對于健康資本，本文也采用5個指標來進行刻畫：m1，人口平均預期壽命（年）；m2，人口死亡率（‰）的倒數(shù)；m3，每萬人衛(wèi)生機構床位數(shù)（個/萬人）；m4，每千人衛(wèi)生機構人員數(shù)（人/千人）；m5，人均真實GDP（千元），是在考慮了各省生產(chǎn)總值指數(shù)的基礎上以1997年不變價格表示的數(shù)值。以上指標要么是對醫(yī)療資源的衡量，要么是對衛(wèi)生醫(yī)療狀況的直接反映，同樣的，均與健康水平存在邏輯上的正相關關系。

3、數(shù)據(jù)處理

本文使用的是中國31個省級單位（不包含港澳臺）1997—2010年的相關數(shù)據(jù)，主要來源于中國統(tǒng)計局官網(wǎng)、中國統(tǒng)計年鑒和其它統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（2）式中的Y，使用的數(shù)據(jù)是在考慮各省生產(chǎn)總值指數(shù)的基礎上計算的地區(qū)生產(chǎn)總值（億元，1997年不變價格）；E和M是通過主成分分析得到的教育和健康指標的綜合得分；L，使用從業(yè)人員數(shù)（萬人）進行刻畫。然后，通過簡單的運算就可以得到（2）式所需要的增長率的數(shù)據(jù)，分別記為gry、gre、grm和grl。

（2）式中的K，其數(shù)據(jù)處理較為繁瑣，在此處單獨說明。我們從張軍等（2004）中可以獲得各省2000年的物質資本存量（億元，2000年當前價格），再通過我們已經(jīng)得到的各省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，我們可以得到以1997年不變價格表示的各省2000年的物質資本存量。然后，依據(jù)公式Ki，t=Ki，t-1-δKi，t-1+Ii，t，我們可以得到各省1997—2010年的物質資本存量（1997年不變價格）。其中，折舊率δ我們使用張軍等（2004）中的δ=0.0916；Ii，t為各省的固定資產(chǎn)投資額（億元，1997年不變價格）。同樣，通過簡單的運算可以得到（2）式所需要的增長率的數(shù)據(jù)，記為grk。

（3）式中的Y*/L，采用從業(yè)人均實際GDP（萬元/人，1997年不變價格）進行度量；仿照楊建芳，龔六堂和張慶華（2006）取g=0.018；用固定資本形成總額占支出法GDP的比例度量物質資本投資率sk；仍取δ=0.0916。單位有效勞動的教育資本e*和健康資本m*依然使用主成分分析得到的教育和健康指標的綜合得分進行度量。因為方程B是在連續(xù)時間的框架下，所以從業(yè)人員增長率n的計算公式為：。

A模型和B模型樣本變量的統(tǒng)計描述見表1。

表1 A、B模型樣本變量的統(tǒng)計描述

三、實證分析

1、主成分分析

我們分別對e1-e5和m1-m5進行主成分分析。首先，通過KMO檢驗和Bartlett球形檢驗來判斷是否適合主成分分析，檢驗結果見表2。一般認為KMO的值大于0.5，Bartlett檢驗的p值小于0.05，則表明可進行主成分分析。然后，我們可以通過SPSS軟件運行的結果來計算教育指標和健康指標的綜合得分，作為代表教育資本和健康資本的數(shù)值。由于篇幅原因，我們不對各個省教育資本和健康資本各年的具體數(shù)值進行列示。

表2 KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果

2、實證結果

本文的兩個方程均使用stata軟件進行回歸分析，并且在回歸之前均通過F檢驗和Hausman檢驗來選擇適合的回歸方法。

A方程：檢驗得出本模型應該選擇混合OLS的回歸方法，回歸得到的結果：

gry=0.002+0.053*grk+0.057**gre+0.388***grm+ 0.147***grl （4）

t=（0.30） （1.72）（2.18）（7.76） （2.75）

F=32.59，Adj R2=0.2392

（注：*，**，***分別表示通過了10%，5%，1%的顯著性水平的檢驗。）

B方程：檢驗得出本模型應選擇固定效應回歸方法，回歸的結果：

ln（Y*/L）-gt=-0.080**+0.100***（lnsk-ln（n+g+δ））+0.076**lne*+0.314***lnm*-0.022***t（5）

t=（-2.58）（5.38）（2.27）（7.04）（-5.54）

F=39.99，R2：within=0.3030 between=0.9007 overall=0.8524

由式（4）、（5），我們可以推算出A、B方程相關參數(shù)的值，具體見表3。

表3 A、B方程相關參數(shù)的推測值

從表3可以看出，兩個方程推測的勞動力的貢獻率γ差異很大，這主要是因為B方程假設經(jīng)濟是規(guī)模報酬不變的，由此可以粗略地看出規(guī)模報酬不變的假設是不合理的。

從本節(jié)的實證結果可以很直觀的看出，1997—2010年，物質資本K對經(jīng)濟增長的貢獻率很小。這一方面說明物質資本的積累并不是拉動我國經(jīng)濟發(fā)展的主要驅動，另一方面也說明我國物質資本的投資趨于飽和，物質資本投資的回報率已經(jīng)大大下降。人力資本H的貢獻率分別是44.5%（A方程）和35.4%（B方程），顯然人力資本才是拉動我國經(jīng)濟發(fā)展的主要驅動力，對人力資本的投資具有較高的回報率。另外，對于人力資本的構成，兩個方程的回歸結果顯示教育資本E的貢獻率是12.8%和19.5%，健康資本M的貢獻率是87.2%和80.5%，顯然健康資本對于人力資本的構成具有絕對的重要性。我們進而可以看出，健康資本對經(jīng)濟增長的貢獻率比教育資本要大很多。探究其可能的原因，一方面是因為我國的健康資本存量還很低；另一方面是因為在我國現(xiàn)行的教育體制下，教育資本并不能很好的應用到經(jīng)濟發(fā)展中，這一點也和現(xiàn)在呼聲漸高的“讀書無用論”相應和。

四、結論及政策建議

本文主要是借助于中國1997—2010年的省際數(shù)據(jù)研究教育資本和健康資本對經(jīng)濟增長的影響。在模型方面，本文沿用楊建芳，龔六堂和張慶華（2006）中的思想，將人力資本看作是由教育資本和健康資本按照C-D生產(chǎn)技術組合成的，并按照不同的方法，推導出兩個可以用于回歸的方程；在數(shù)據(jù)方面，本文利用主成分分析方法，分別把多個指標糅合成教育資本和健康資本的數(shù)值。

本文的實證結果表明，1997—2010年，物質資本K對經(jīng)濟增長的貢獻率很?。欢肆Y本對經(jīng)濟增長的貢獻率高達44.5%（A方程）和35.4%（B方程），是拉動我國經(jīng)濟發(fā)展的主要驅動力。另一方面，從人力資本的構成來看，健康資本對人力資本的貢獻率遠大于教育資本，從而，健康資本對經(jīng)濟增長具有絕對的重要性。探究其可能的原因，一方面是因為我國的健康資本存量還很低；另一方面是因為在我國現(xiàn)行的教育體制下，教育資本并不能很好的應用到經(jīng)濟發(fā)展中去。

鑒于本文的實證結果和結論，提出以下政策建議。

1、在政策方面加強對健康的重視，在財政方面增加對健康的投資

本文中健康對經(jīng)濟增長的貢獻率高達38.80%（或28.50%），是拉動經(jīng)濟發(fā)展的主要驅動力，因此政府應當加強對健康的重視，增加對健康的投資。具體說來，政府應當：增加衛(wèi)生經(jīng)費的投入；鼓勵醫(yī)護人員的培養(yǎng)；從嚴治理環(huán)境污染；加強對食品安全問題的重視等。

2、改善教育體制，提高教育質量

促進經(jīng)濟體制改革，完善勞動力市場，引導教育資本和勞動力市場的有效匹配。本文中教育對經(jīng)濟增長的貢獻率僅為5.70%（或6.90%），這一方面是因為我國的教育體制存在弊端，應試教育的模式導致教育質量不高；另一方面，我國現(xiàn)行的經(jīng)濟體制和勞動力市場并不完善，很多高學歷的從業(yè)人員并沒有和有相應教育水平要求的工作相匹配，導致教育資本的浪費。因此，政府一方面應當改善教育體制，提高教育質量；另一方面應該完善勞動力市場，引導教育資本和勞動力市場的有效匹配。

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