許 巖，曾國平，曹躍群

（1.重慶工商大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，重慶 400067；2.重慶大學(xué) 公共管理學(xué)院；重慶 400044）

0 引言

隨著中國人口老齡化日趨發(fā)展，農(nóng)業(yè)富余勞動力減少，要素的規(guī)模驅(qū)動力減弱，經(jīng)濟增長將更多依靠人力資本質(zhì)量和技術(shù)進(jìn)步。若要實現(xiàn)通過增加人力資本供給為未來中國經(jīng)濟增長提供持續(xù)動力的政策預(yù)期，就需要對人力資本的經(jīng)濟增長作用機制有準(zhǔn)確而科學(xué)的認(rèn)知，這對于優(yōu)化人力資本投資結(jié)構(gòu)、提高人力資本配置效率都具有十分重要的意義。然而時至今日，人們對人力資本如何推動經(jīng)濟增長還遠(yuǎn)沒有形成一致性的結(jié)論。

目前，理論界對人力資本作用于經(jīng)濟增長的機制主要有以下三種不同觀點。第一種是Lucas作用機制，其實質(zhì)是將人力資本視為最終產(chǎn)品生產(chǎn)的投入要素，直接對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用[1]。盧卡斯作用機制得到了Mankiw（1992）[2]，Romer（1990）[3]和Weil（1992）[4]實證研究結(jié)果的支持。第二種是Nelson-Phelps作用機制，該理論認(rèn)為人力資本并不作為投入要素直接作用于經(jīng)濟增長，而是通過“技術(shù)進(jìn)步”這一中介，間接地作用于經(jīng)濟增長[5]。Benhabib和Spiegel（1994）[6]的研究則進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，人力資本可以通過兩種路徑作用于技術(shù)進(jìn)步，一種路徑是人力資本通過提高區(qū)域的技術(shù)創(chuàng)新能力促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，另一路徑是人力資本通過加快地區(qū)技術(shù)趕超與技術(shù)擴散的速度，即人力資本依靠對技術(shù)外溢的吸收與模仿效應(yīng)推動技術(shù)進(jìn)步。國內(nèi)學(xué)者杜偉（2014）[7]、張建清（2014）[8]的實證研究結(jié)果顯示，在中國人力資本主要通過影響地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新作用于經(jīng)濟增長，人力資本對國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)的吸收和模仿效應(yīng)并不顯著。第三種是聯(lián)合作用機制，該理論綜合了Lucas作用機制與Nelson-Phelps作用機制，認(rèn)為人力資本既作為要素直接投入作用于經(jīng)濟增長，又通過影響技術(shù)進(jìn)步作用于經(jīng)濟增長[9]。本文認(rèn)為造成這些差異性研究結(jié)論的原因主要有以下幾個方面：（1）作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的人力資本存量的估算方法還遠(yuǎn)非精確和完善。（2）重視總量人力資本對經(jīng)濟增長作用機制的研究，而對人力資本的異質(zhì)性考慮不足。（3）以往國內(nèi)文獻(xiàn)并沒有從發(fā)展中國家的角度全面考察人力資本對中國經(jīng)濟增長的影響機制。

針對以上問題，本文試圖從以下幾個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)加以拓展：（1）利用支出成本法對我國省際教育人力資本、健康人力資本及總量人力資本存量進(jìn)行更為精細(xì)的核算，力圖通過降低基礎(chǔ)數(shù)據(jù)測量的偏誤來提高實證結(jié)果的穩(wěn)健性；（2）根據(jù)人力資本異質(zhì)性的特點，利用1995—2014年中國省際面板數(shù)據(jù)分別對教育人力資本、健康人力資本和總量人力資本的經(jīng)濟增長作用機制進(jìn)行實證檢驗；（3）將人力資本對國際技術(shù)溢出的吸收效應(yīng)納入計量模型，實現(xiàn)了對原有分析框架的改造。

1 模型設(shè)定與估計方法

根據(jù) Ntmes Sim?es（2001）[10]、劉智勇（2008）[11]實證研究的框架，本文將分別在Lucas作用機制、Nelson-Phelps作用機制和聯(lián)合作用機制下分別建立計量模型來檢驗人力資本對經(jīng)濟增長的影響。

1.1 Lucas作用機制模型（模型一）

將人力資本視為最終產(chǎn)品生產(chǎn)的直接投入要素，則生產(chǎn)函數(shù)可設(shè)為：

其中,Ait表示第i省在t時的技術(shù)水平；Yit、Kit、Lit、Hit分別表示第i省在t時的總產(chǎn)出、物質(zhì)資本存量、勞動力投入、人力資本投入；α、β、γ分別表示物質(zhì)資本、勞動力、人力資本的產(chǎn)出彈性。對式（1）兩邊取對數(shù)差分，可以得到：

1.2 Nelson-Phelps作用機制模型（模型二）

在Nelson-Phelps作用機制下人力資本并不作為投入要素直接作用于經(jīng)濟增長,而是通過“技術(shù)進(jìn)步”這一中介，間接地作用于經(jīng)濟增長。則生產(chǎn)函數(shù)可設(shè)為：

對式（3）兩邊取對數(shù)差分，可以得到：

根據(jù)Benhabib和Spiegel的技術(shù)進(jìn)步函數(shù)模型，由于把技術(shù)水平總量的變化看作是人力資本的函數(shù)，人力資本存量可以通過影響地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力、技術(shù)追趕與擴散速度兩條路徑促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，其函數(shù)的具體形式為：

在式（5）中，y*代表的是國內(nèi)最發(fā)達(dá)省市（上海）的技術(shù)水平，用該地區(qū)的人均生產(chǎn)總值來表示，（y*-y）/y衡量的是其他地區(qū)與最發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)差距。其中δ為技術(shù)創(chuàng)新的影響參數(shù)，μ為技術(shù)吸收的影響參數(shù)。

根據(jù)劉生龍（2014）[12]、楊?。?007）[13]等的研究，人力資本對國際技術(shù)溢出的吸收也會對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生重要影響。因此，為了進(jìn)一步考察人力資本對國際技術(shù)溢出的吸收效用，本文在Benhabib和Spiegel的技術(shù)進(jìn)步函數(shù)的基礎(chǔ)上，添加了國際技術(shù)溢出（FDI）以及人力資本與國際技術(shù)溢出交互項（FDI×H）來考察人力資本通過吸收國際技術(shù)溢出對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響。此外，考慮到制度變遷、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對技術(shù)進(jìn)步的重要影響，在式（5）的基礎(chǔ)上，通過引入市場化程度（Mkt）、基礎(chǔ)設(shè)施（Infra）兩個控制變量，來刻畫制度變遷、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響，這樣擴展后的技術(shù)進(jìn)步函數(shù)具體形式為：

將式（6）代入式（4）后可得到完整的Nelson-Phelps作用機制模型：

式（7）中參數(shù) (δ-μ)、μ、λ將是本文考察的重點，(δ-μ)反映的是人力資本通過技術(shù)創(chuàng)新對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響，即人力資本的“創(chuàng)新效應(yīng)”；μ反映的是人力資本通過國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)的模仿對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生的影響，即“國內(nèi)技術(shù)吸收效應(yīng)”；λ反映的是人力資本對國際技術(shù)溢出的“國外技術(shù)吸收效應(yīng)”。

1.3 聯(lián)合作用機制模型（模型三）

對式（8）兩邊取差分，并將式（6）代入可得：

式（9）中參數(shù)(δ-μ)反映了人力資本的創(chuàng)新效應(yīng)；μ反映了人力資本對國內(nèi)技術(shù)的吸收效應(yīng)；λ反映了人力資本對國際技術(shù)溢出的吸收效應(yīng)；γ反映了人力資本作為直接要素投入對經(jīng)濟增長的作用。

在聯(lián)合作用機制下分別通過Lucas作用機制與Nelson-Phelps作用機制共同影響經(jīng)濟增長，則其生產(chǎn)函數(shù)可以設(shè)為：

2 樣本數(shù)據(jù)與變量選取

2.1 樣本數(shù)據(jù)來源

本文實證分析中采用的樣本包括除香港、澳門特別行政區(qū)、臺灣、西藏自治區(qū)以外的中國29個?。▍^(qū)）市（重慶計入四川）。所有樣本數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1996—2015年）相關(guān)各期，歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》、《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》、《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。由于所需的《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》1996年才開始出版，因此，本文采用了樣本期在1995—2014年間的省域數(shù)據(jù)，并以各種指數(shù)將數(shù)據(jù)調(diào)整到1995年的基期水平。

2.2 變量構(gòu)建

（1）地區(qū)生產(chǎn)總產(chǎn)出（Y）。以各?。▍^(qū)）市當(dāng)年統(tǒng)計年鑒公布的地區(qū)生產(chǎn)總值為基礎(chǔ)，用相應(yīng)GDP平減指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，換算成1995年的不變價格。

（2）物質(zhì)資本存量（K）。本文將采用永續(xù)盤存法來測算全國各地區(qū)物質(zhì)資本存量，其計算公式為:

Kt為第t年該地區(qū)的物質(zhì)資本存量，It為該年的物質(zhì)資本投資，δ為物質(zhì)資本的折舊率。1995—2000年的省域物質(zhì)資本存量直接引用張軍（2004）[14]的計算結(jié)果，2000—2014年的物質(zhì)資本存量則根據(jù)張軍的計算方法進(jìn)行追加補充，并換算成1995年的不變價格。

（3）勞動力（L）。與以往大多數(shù)研究相同，本文采用省（區(qū))市歷年統(tǒng)計年鑒公布的年末從業(yè)人員數(shù)近似替代勞動力投入。

（4）國際技術(shù)溢出（Fdi）。本文采用FDI技術(shù)溢出項（Fdi）作為國際技術(shù)溢出的代理變量，用地區(qū)實際使用外商直接投資占地區(qū)GDP的比重來表示。

（5）市場化程度（Mkt）。用地區(qū)城鎮(zhèn)非國有企業(yè)職工占城鎮(zhèn)所有職工的比重表示。

（6）基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)（Infra）。用當(dāng)期地區(qū)公路總里程比年末地區(qū)總?cè)丝趤肀硎尽?/p>

2.3 人力資本存量的核算

2.3.1 人力資本存量的測算方法

為了保持與物質(zhì)資本存量計算口徑的一致，本文采用支出成本法來對全國各省域的人力資本存量進(jìn)行測算。具體說來，即采用永續(xù)盤存法的思路來估算全國各省級地區(qū)人力資本的存量，其計算公式為：

其中，Hit為第t年該i地區(qū)的人力資本存量，I(H)為該年的人力資本投資，δ(H)為人力資本的折舊率，人力資本存量及其投資同樣按照1995年的不變價格進(jìn)行計算。在人力資本投資范疇的界定上，本文主要從教育投資支出與健康投資支出兩個維度來進(jìn)行分析。因此，本文定義：

人力資本總投資=教育人力資本投資+健康人力資本投資其中，教育人力資本投資=教育事業(yè)投資+居民個人的教育培訓(xùn)投資；健康人力資本投資=政府醫(yī)療衛(wèi)生投資+居民個人醫(yī)療衛(wèi)生投資政府教育事業(yè)投資數(shù)據(jù)通過《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計算所得。居民個人的教育培訓(xùn)投資數(shù)據(jù)，分別通過《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)計算所得。政府醫(yī)療衛(wèi)生投資數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中財政用于衛(wèi)生事業(yè)的支出。居民個人教育、醫(yī)療保健支出的數(shù)據(jù)分別通過《中國物價及城鎮(zhèn)居民家庭收支調(diào)查統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》有關(guān)數(shù)據(jù)計算所得。該數(shù)值等于“城鎮(zhèn)家庭人均衛(wèi)生保健支出*城鎮(zhèn)人口+農(nóng)村家庭人均衛(wèi)生保健支出*農(nóng)村人口”。

2.3.2 始人力資本存量的確定

本文直接引用錢雪亞（2011）[15]所計算的1995年中國各地區(qū)人力資本存量數(shù)據(jù)作為本文的人力資本初始存量。需要指出的是，由于錢雪亞的研究中只估算了我國省際的人力資本總存量而沒有對教育人力資本存量與健康人力資本存量進(jìn)行分別核算。因此，本文用1995—2014年各?。▍^(qū)）市教育人力資本累計投資、健康人力資本累計投資占其人力資本總投資的比重來近似估算基期教育人力存量、健康人力資本存量占總量人力資本存量的比例。進(jìn)而估算出基期教育人力存量、健康人力資本存量的具體數(shù)值。

2.3.3 人力資本折舊率的確定

人力資本的折舊對人力資本存量估算影響巨大。在人力資本折舊率計算的相關(guān)研究當(dāng)中，侯風(fēng)云（2007）[16]在假定1～44歲為人力資本增長期，45～65歲為人力資本折舊期，且人力資本殘值為零的基礎(chǔ)上，計算出我國人力資本的年折舊率為9.98%。錢雪亞（2011）[15]通過分別計算基礎(chǔ)

其中，PHi（i=1,2,3）分別為居民生活消費品價格指數(shù)（CPI）、固定資產(chǎn)投資中設(shè)備工器具價格類指數(shù)、居民生活消費中教育支出類價格指數(shù)；WHi（i=1,2,3）分別為教育事業(yè)費支出中教育常規(guī)支出額、教育事業(yè)費中的專門性支出額，居民個人所支付的教育培訓(xùn)支出額。健康人力資本投資價格指數(shù)的計算公式在形式上與此類似，在此不加贅述。性人力資本折舊率與專業(yè)性人力資本折舊率，并通過兩者之間的投資結(jié)構(gòu)比例進(jìn)行加權(quán)平均，得到我國人力資本的折舊率為5.14%。由于以上兩種計算方法各有利弊，因此本文采用以上兩個人力資本折舊率的平均數(shù)7.56%作為我國人力資本的折舊率。

2.3.4 人力資本價格指數(shù)的確定

為減少價格波動對人力資本存量估算產(chǎn)生的影響，需要剔除價格變動對各項人力資本投資數(shù)據(jù)帶來的影響。人力資本投資價格指數(shù)具有自身的獨特性。人力資本投資中部分支出與消費品直接相關(guān)，但仍有很大的一部分不是消費品，如國家對教育基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的投資等。因此，本文根據(jù)人力資本投資中各個部分的權(quán)重來構(gòu)建教育投資價格指數(shù)與健康投資價格指數(shù)。如教育人力資本投資價格指數(shù)的計算公式為：

3 估計結(jié)果與分析

對于面板數(shù)據(jù)回歸，采取不同的回歸方法會對模型的參數(shù)估計造成比較大的影響。其中，最為常用的是隨機效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型。在驗證人力資本對技術(shù)進(jìn)步影響時容易受到遺漏變量的影響，從而使參數(shù)估計結(jié)果容易產(chǎn)生偏誤。因此，為了克服遺漏解釋變量對參數(shù)估計造成的偏差，本文將采用地區(qū)和時間的雙因素誤差回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計。因此，在進(jìn)行計量回歸之前，需要考慮面板數(shù)據(jù)在截面和時間兩個方向的固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)。通過Hausman檢驗和F檢驗本文最終選擇采用雙固定效應(yīng)模型作為各作用機制計量分析的基礎(chǔ)模型。在估計各參數(shù)時，會面臨著解釋變量的內(nèi)生性問題。支出成本法計算的人力資本存量可能并不是嚴(yán)格外生的變量，即人力資本存量與地區(qū)生產(chǎn)總值可能存在相互影響的關(guān)系。但是，本文中被解釋變量是以GDP的增長率而不是GDP的總值作回歸分析，這樣可以減少變量的內(nèi)生性。

首先，本文對各種類型人力資本的Lucas作用機制進(jìn)行實證檢驗。估計結(jié)果見下頁表1。在所有模型的回歸結(jié)果中，物質(zhì)資本回歸系數(shù)與預(yù)期相符為正值，且在1%的顯著性水平下通過了檢驗，這意味著物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長具有顯著地促進(jìn)作用。勞動力的回歸系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平下通過了檢驗，這表明勞動力同樣是經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動因素。在模型1、模型2與模型3中，總量人力資本、教育人力資本、健康人力資本回歸系數(shù)均顯著為正，這表明各類型人力資本均可以通過Lucas機制作用于經(jīng)濟增長。

表1 Lucas作用機制的估計結(jié)果（被解釋變量：log（Yit/Yit-1））

進(jìn)一步對Nelson-Phelps作用機制進(jìn)行檢驗。由于在式（7）中解釋變量Hit-1、Hit-1（y*/y）、Hit-1*Fdiit-1均涉及Hit-1，因此三者之間很可能存在較強的相關(guān)性。通過pearson相關(guān)系數(shù)檢驗發(fā)現(xiàn)，涉及到Hit-1的解釋變量，任意兩個變量間的相關(guān)系數(shù)均在0.6以上。這意味著把這三個解釋變量直接引入模型會造成嚴(yán)重的多重共線性。因此本文通過以下處理來避免多重共線性造成的估計誤差：（1）對于交互項Hit-1×Fdiit-1進(jìn)行中心化處理；（2）通過分步回歸，分別將解釋變量Hit-1、Hit-1（y*/y）引入實證模型，最終的估計結(jié)果如表2所示。各模型中物質(zhì)資本、勞動力項回歸系數(shù)依然顯著為正。控制變量Fdi、Mkt、Infra回歸系數(shù)也都符合理論預(yù)期顯著為正，這意味著外商直接投資的增加、市場化程度的提高、基礎(chǔ)設(shè)施的完善都會對經(jīng)濟增長發(fā)揮促進(jìn)作用。

表2 Nelson-Phelps作用機制的估計結(jié)果（被解釋變量：log（Yit/Yit-1））

模型1、模型2的回歸結(jié)果表明，總量人力資本的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)沒有得到支持（H的回歸系數(shù)為顯著負(fù)）。但總量人力資本對國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)的技術(shù)趕超項（Hit-1（y*/y））、總量人力資本與國外技術(shù)溢出的交互項（Hit-1×Fdiit-1）的系數(shù)符號均為正，并且都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，總量人力資本對國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)的趕超效應(yīng)與對國外技術(shù)溢出的吸收效應(yīng)得到了實證結(jié)果的支持。

但在考慮了人力資本異質(zhì)性的情況下，教育人力資本與健康人力資本的實證結(jié)果于總量人力資本的回歸結(jié)果相比存在著顯著差異。模型3、模型4的結(jié)果表明，教育人力資本通過技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)作用于經(jīng)濟增長（Hit-1的回歸系數(shù)顯著為正）。同時，教育人力資本對國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)趕超效應(yīng)與國外技術(shù)溢出的吸收效應(yīng)也均得到了實證結(jié)果的支持（Hit-1（y*/y）、Hit-1×Fdiit-1的回歸系數(shù)為正，且通過了1%的顯著性檢驗）。模型5、模型6的結(jié)果表明，健康人力資本的Nelson-Phelps作用機制并沒有得到實證結(jié)果的支持。反映健康人力資本技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)與國內(nèi)技術(shù)吸收效應(yīng)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)；反映對國外技術(shù)吸收效應(yīng)的回歸系數(shù)雖然在模型5、模型6中為正值，但沒有通過顯著性檢驗。

綜合表2的實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

（1）實證結(jié)果支持教育人力資本可以通過技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟增長，地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新能力直接依賴于該地區(qū)教育人力資本存量，而健康人力資本的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)則沒有得到實證結(jié)果的支持。對于這一結(jié)果，本文認(rèn)為存在以下兩種可能的解釋：第一種解釋是，由于教育人力資本與健康人力資本的不同性質(zhì)，健康人力資本并不直接作用于技術(shù)、知識的生產(chǎn)過程，因此健康人力資本可能并不能通過技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)作用于經(jīng)濟增長。第二種解釋是，以往的研究成果一般認(rèn)為人力資本對技術(shù)創(chuàng)新存在著顯著的門檻效應(yīng)[17]，但目前中國人力資本的投資結(jié)構(gòu)更加偏重于教育投資，按照本文的估算結(jié)果，2014年健康人力資本存量與教育人力資本存量之比為0.856，健康人力資本的積累明顯滯后于教育人力資本，這就使得健康人力資本存量還徘徊在對技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮顯著促進(jìn)作用的門檻值以下，對技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用還不能得到顯著地發(fā)揮。

（2）教育人力資本、總量人力資本對國外技術(shù)溢出的吸收效應(yīng)均得到了支持。這進(jìn)一步證明了我國總體上人力資本存量已經(jīng)越過了對國外技術(shù)溢出進(jìn)行有效吸收的門檻值。但與以往研究結(jié)果不同的是，本文的研究結(jié)論同時支持總量人力資本、教育人力資本對國內(nèi)技術(shù)的吸收效應(yīng)。這種研究結(jié)果上的差異主要源于近年來交通、通信基礎(chǔ)設(shè)施的逐步完善，戶籍制度的逐步松綁，促進(jìn)了專業(yè)技術(shù)人員與普通勞動力的跨區(qū)域流動，加快了區(qū)域經(jīng)濟一體化的進(jìn)程，這些因素都通過降低國內(nèi)技術(shù)擴散的交易成本促進(jìn)了國內(nèi)先進(jìn)地區(qū)技術(shù)外溢的擴散，并強化了人力資本對國內(nèi)先進(jìn)技術(shù)趕超效應(yīng)的發(fā)揮。

最后，本文對各類型人力資本的聯(lián)合作用機制進(jìn)行檢驗，結(jié)果見下頁表3。解釋變量log（Hit/Hit-1）的各項系數(shù)均為正，且均通過了顯著性檢驗。實證結(jié)果支持總量人力資本、教育人力資本、健康人力資本作為最終產(chǎn)品的直接投入要素促進(jìn)經(jīng)濟增長的理論假設(shè)。同時，在聯(lián)合作用機制模型下總量人力資本可以通過技術(shù)吸收效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟增長，但技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)沒有得到實證結(jié)果的支持。在考慮了異質(zhì)性人力資本的情況下，教育人力資本的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)與對國內(nèi)外技術(shù)的吸收效應(yīng)均得到了支持；而健康人力資本不通過技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)吸收效應(yīng)作用于經(jīng)濟增長。以上結(jié)果，均與前文Lucas作用機制與Nelson-Phelps作用機制的實證檢驗結(jié)果相吻合。顯而易見，回歸結(jié)果表明教育人力資本通過聯(lián)合作用機制作用于經(jīng)濟增長，但健康人力資本只通過Lucas機制作用于經(jīng)濟增長。

表3 聯(lián)合作用機制的估計結(jié)果（被解釋變量：log（Yit/Yit-1））

4 結(jié)論

本文在利用支出成本法對我國省際教育人力資本、健康人力資本、總量人力資本進(jìn)行核算的基礎(chǔ)上，分別構(gòu)建了Lucas作用機制、Nelson-Phelps作用機制及其聯(lián)合作用機制下的經(jīng)濟增長模型，并基于中國1995—2014年各?。▍^(qū)）市的面板數(shù)據(jù)，對各類型人力資本作用于經(jīng)濟增長的機制進(jìn)行了實證檢驗，發(fā)現(xiàn)：總量人力資本的Lucas作用機制、Nelson-Phelps作用機制中的技術(shù)吸收效應(yīng)均得到了實證檢驗的支持，即人力資本既作為最終產(chǎn)品的直接投入要素促進(jìn)經(jīng)濟增長，又通過促進(jìn)對國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)的吸收間接作用于經(jīng)濟增長。但單獨強調(diào)總量人力資本數(shù)據(jù)的分析結(jié)果并不能準(zhǔn)確地刻畫異質(zhì)型人力資本的經(jīng)濟增長機制。在區(qū)分了教育人力資本與健康人力資本的情況下，本文進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，教育人力資本的Lucas作用機制、Nelson-Phelps作用機制及其聯(lián)合作用機制均得到了實證結(jié)果的支持，而健康人力資本只能通過Lucas作用機制促進(jìn)經(jīng)濟增長。這進(jìn)一步揭示了關(guān)注人力資本異質(zhì)性的重要意義，不同類型的人力資本對經(jīng)濟增長存在著不同的作用機制，忽視人力資本的異質(zhì)性特征，簡單地利用總量人力資本數(shù)據(jù)討論人力資本對經(jīng)濟增長的作用機制，將有可能嚴(yán)重低估或高估人力資本的經(jīng)濟增長效應(yīng)。

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