人力资本与经济增长基于超越对数生产函数的一种解释-闫春.pdf

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1、政第研究J POLICY STUDY闰春，桂林理工大学商学院。教授、管理学博士。电子邮箱：chyan728163邓阳，桂林理工大学商学院硕士研究生。电子邮箱：729003984qqcom。本文受国家自然科学基金“基于嵌入性理论的中小企业开放武创新风险控制研究”(71462006)、广西社科基金“人地时空分离与农户技术采用的互动机制研究”(13DGL007)、广西高校人文社会科学重点研究基地基金“广西企业人力资源管理与创新开放的互动研究”(15YB007)资助。致谢：感谢桂林理工大学理学院王想副教授在研究方法上提供的帮助。1 1 6 Human Resources Devetopment of

2、China人力资本与经济增长：基于超越对数生产函数的一种解释闰春邓阳内容摘要针对我国经济增长和人口出现的新特征，采用弹生不再固定的超越对数生产函数模型，收集我国20032016年统计数据，剖析新世纪以来我国人力资本对经济增长的作用机制。首先，建立包括人力资本、劳动力和资本存量三种要素的经济增长理论模型；其次，构建包括教育、健康、科技、人口迁移四个维度的人力资本测度指标体系，并对指标体系的合理性进行验证；然后，利用主成分回归分析，揭示不同要素单独或相互作用与经济增长之间的关系。结果表明，新世纪以来我国人力资本结构主要包括两大组成部分：反映人力资本质量的“学研型人力资本”和以数量为主的“人口型人力

3、资本”，而且前者的比重远大于后者；尽管我国经济增长依然离不开劳动力数量和资本存量的增加，可是最有效的方式却是人力资本投资，而且是一种远远超过人口数量增长的手段。关键词人力资本经济增长超越对数生产函数主成分回归分析人力资本和物质资本是经济增长的两大关键动力源泉，二者之间存在一定程度上的替代效应，它们相互交替螺旋上升，形成了经济发展的主推力(王询、孟望生，2013)。很长一段时间，物质资本投资是我国经济增长的主要推动力，助力我国实现较长时期的经济高速增长并成为世界第二大经济体。随着经济新常态的到来，我国经济增长的速度将由过去二位数的高速增长下降到7左右的中高速增长，从规模扩张向质量转型的内涵式经济

4、增长的重要性和紧迫性13益突出，产业结构升级、全球化竞争、技术进步在经济增长中地位不断上升，对人的质量提出了更高的要求。有研究指出，进入本世纪以来，我国的经济和人口都进入了“新常态”， “人口新常态”的一个显著特征就是人口素质显著提高，人力资本存量大幅度增长，而且人口新常态不仅是我国经济新常态形成的决定因素之一，同时也是新常态下经济运行的基础性条件(李建民，2015)。“新常态”下，我国经济发展的基本条件出现系统而深刻的变化(刘伟，2016)，劳动力数量减少，老龄化问题日益严峻，传统生产要素(土地、自然资源)对经济增长的贡献率下降(林新奇、张可人，2016)。与此同时，现代劳动者即高层次的人力

5、资本的重要性日益突出，从数量型“人口红利”到质量型“人力资本红利”成为一种必然趋势(张同斌，2016)，这要求经济发展中减弱要素投入边际收益递减规律的影响、提高要素边际产出、推动经济生产可能性边界向外扩张，实现中高速增长、包容性增长和内涵式增长相协调的经济增长(薄伟康，20 1 4)。因此有必要重新审视经济新常态下人万方数据力资本与经济增长之间的作用关系，揭示人力资本、物质资本和其他要素对经济增长推动机制上的变化，为构建经济新常态下我国人力资本投资与经济增长之间的良性循环提供理论和政策借鉴。自Schultz上世纪60年代提出人力资本理论以来，作为重要的生产要素，人力资本一直受到学术研究和政策分

6、析的关注，一个普遍的共识是人力资本对经济增长有正向促进效应(李昕、关会娟，2017；Dorothee et a1，2013；Elias&Micaela，2012)。现有研究还从多角度、多层次揭示了人力资本推动经济增长的不同机制，如人力资本对区域经济差异化的解释(苏妍、逯进，2016；王圣元等，2016)；技能型或非技能型人力资本在经济增长中的差异化贡献(王永水、朱平芳，2016)。研究还发现，人力资本与经济增长之间具有线性或非线性关系，前者表现为人力资本对经济增长的直接贡献(李德煌、夏恩君，2013)，后者则是人力资本对经济增长促进过程中存在门槛效应(徐静、孟娟，2015；王永水、朱平芳，20

7、16)。然而，现有研究在人力资本的变量测度及其对经济增长作用机制上仍然有继续探索的空间。在人力资本的测度上，现有研究在指标选取和计算方法上差异较大。一些研究从技能高低或有无技能(王永水、朱平芳，2016)，受教育程度高低(基础教育、中等教育、高等教育)来划分人力资本结构(张月玲等，2015；唐安宝等，2016)。也有研究采用不同学历层次劳动力人数与获得该学历所投资的权重乘积加总(乔红芳、沈利生，2015)，直接加总劳动力的受教育年限之和(姚先国、张海峰，2008)，计算劳动力的平均受教育年限(李海峥等，2010)等方法衡量人力资本存量。还有研究将人力资本的测度从偏重单一的教育维度向多维度拓展，

8、如增加健康(杨建芳等，2006；倪超，2016)，健康、劳动力再培训和劳动力合理流动(李德煌、夏恩君，2013)等维度。研究方法上，常用的有柯布_j酋格拉斯生产函数(CD函数)(杜伟等，2014)，Solow模型或卢卡斯内生模型(李德煌、夏恩君，2013)，或者主成分回归模型(范秋芳、孙旭杰，2012)。国际经济合作与发展组织(OECD)把人力资本定义为“个人拥有的能够创造个人，社会和经济福祉的知识、技能、能力和素质”(周少甫等，2013)，表明人力资本是衡量劳动力质量的一个综合性指标。从这个角度来说，现有研究对人力资本测度指标的选取仍然不够全面，无法综合衡量人力资本形成和积累过程中内部(个人

9、和家庭)和外部(国家和社会)因素的相互作用，以及时代进步对人力资本构成要素的新要求。研究方法上，CD函数和Solow模型都假定产出弹性是固定常数，而现实中生产要素是动态变化的，产出弹性和替代弹性都会在不同时期发生相应变化，理论模型与现实情境之间匹配性不是很好。基于以上考虑，首先从教育、健康、科技和人口迁移四个维度构建人力资本测度指标体系，采用因子分析法对指标进行提炼和分类；然后采用超越对数生产函数分析资本存量、人力资本存量、劳动力数量三种要素与经济增长之间的动态关系，比较不同要素单独或相互作用对经济增长的贡献，揭示经济新常态下经济增长中的人力资本结构性源泉及其价值所在。论文的主要结构如下：首先

10、描述理论模型；其次解释模型中的变量及数据来源，重点是论证所构建人力资本测度指标体系的理论及实践合理性；第三，实证分析资本存量、劳动力数量、人力资本存量单独或者相互作用对经济增长的贡献，比较分析不同要素对经济增长贡献的异质性及其背后的实践逻辑，并检验模型的稳健性；最后是小结，对全文的研究内容进行总结，并概况研究的意义。一、理论模型在人力资本与经济增长关系分析的模型选取上，现有研究用得较多的是CD函数或Solow模型(李德煌、夏恩君，2013；于潇、毛雅萍，2015)。Solow模型是由CD函数演化而来，两种模型都假定系数不变，即产出弹性和替代弹性固定。由于人力资本和经济增长数值都是动态变化的，因

11、而每年的产出弹性和替代弹性都会随之改变，所以无论采用CD函数或Solow模型检验人力资本对经济中国人力资源开发20121 2 117万方数据政策研究I POLICY STUDY增长的贡献都具有一定的局限性。相比于CD函数或Solow模型而言，超越对数生产函数可以更好地对数据进行拟合，具有包容性强和易估计的优点，其在结构上属于平方反应面模型，可有效地探究生产函数中各个要素的相互影响、相互替代弹性和各种投入技术进步的差异，在一定程度上提高了模型的可靠性。超越对数生产函数不仅具有变动的产出弹性与替代弹性的优势，而且这种优势比较适合我国经济由高速增长转变为中高速增长的变化情况分析。超越对数生产函数在不

12、同领域的投入产出计算中已经得到应用(史红亮等，2010)，本文也以GDP、人力资本、劳动力和资本存量，构建超越对数生产函数模型，计算各要素对经济增长的贡献及其变动趋势。同时，为了检验资本、劳动和人力资本对经济增长的阈限效应(倒U型关系)，以及三种要素之间的两两作用是否也能起到积极的促进效应，模型中还加入了各自变量的平方项和彼此的乘积项。函数表达式为：助r=e+cqLnKt+cttLnL,+ahLnH,+(厶K)2+嘞(厶厶)2+g(妇耳)2+ct#LnK,厶厶+ahLnK,LnH,+chhLnL,LnH,翰一【l+(一+鲁嘞)(4一瓯)-1】-l (5)资本存量和人力资本的替代弹性计算公式为：

13、瓯_1+(一+妾)(六一哦)-l】-l (6)劳动和入力资本的替代弹性计算公式为：玩一1+(一+妾一)一4)一】 (7)进而得到资本投入对经济增长的贡献率为：最=瓯筹 (8)劳动力投入对经济增长的贡献率为：局一6。ALyL歹 (9)人力资本投入对经济增长的贡献率为：瓦=瓯器 (10)(1) 二、模型变量及数据说明(1)式中，E为第t年国内生产总值，墨为第t年资本存量，厶为第t年劳动投入量，蝎为第t年的人力资本存量，口为估算的系数，占为随机常数项。资本存量的产出弹性计算公式为：瓯：婴：粤。+aHLnL,+aaLnH，+2ctaLnK,(2aHLnL,aaLnH，ctaLnK，)瓯2面鬲2五意4+

14、 + + J劳动的产出弹性计算公式为：4：而dYY；iaZnr,：q+2ct,LnL,+nK+厶E(3) 钇三班也 “ ” 、人力资本的产出弹性计算公式为：瓯：业；粤：+2ahLnH,+aaLnK,+ch,LnLt(4)瓯dHH瓦盖。+aaLnK,+ch,LnL,(4)(2)一(4)式中，每年的资本存量、劳动力和人力资本都是变动的，因此产出弹性也随着变化，而不再是CD函数中的固定产出弹性。资本存量和劳动的替代弹性计算公式为：118I Human Resou rces Development ofChina1关键变量(1)人力资本的指标构成人力资本由凝聚在劳动者身上具有经济价值的知识、技术、能力

15、和健康素质构成，是劳动者质量的反映。在人力资本与经济增长关系研究上，有的侧重教育人力资本(黄生权、胡玮祺，2017；李海峥等，2010)，有的强调健康人力资本(封岩、柴志宏，2016)，或者教育与健康的综合(倪超，2016；杨建芳等，2006)，还有研究将教育、劳动力再培训、身心健康和劳动力合理流动都纳入人力资本分析框架(李德煌、夏恩君，2013)。知识经济时代，技术进步和知识更新的速度愈发迅速，科学研究和技术开发能力在衡量一个国家或地区人力资本水平中发挥着越来越重要的作用。而且科技方面的投资和积累并不能完全以受教育水平来衡量，它体现的是政府、单位和个人在科技方面的综合性和持续性投入。因此，将

16、科技维度的指标也纳入人力资本的指标范畴，从教育、健康、科技、人万方数据口迁移四个维度对入力资本进行度量，然后通过因子分析法，对人力资本的构成维度进行提炼和分类，并分析比较20032016年间我国人力资本存量的变化趋势，以检验人力资本变量测度指标选取的合理性。在人力资本教育测度指标构成中，虽然存在基础教育、囊1人力资本矗摇标级指标 二级指标而：平均受教育年限(年)而：国家财政性教育经费(亿元)而：教育人口比重()教育毛：年度15岁及15岁Lit_i：的文盲(千人)如：初中升高中入学率()：高中升大学入学率()X7：人均卫生经费支出(元)：医疗卫生机构数量(万所)健噱南：医疗卫生机构人员数量(万人

17、)x，。：医疗卫生机构床位数(万所)膏，：科研人员全时当量(万人)科技而：专利申请授权数量(万件)而，：入口抚养比()人口迁移工。：城镇人口所占比重()囊2 KMO和Barllott捡誓KMO测度值 0620Bartlett Approx ChiSquare578657CIf 刚球度检验Sig 000中等教育和高等教育分别计算(朱承亮等，2011)和用平均受教育年限表示(李海峥等，2010)两种人力资本存量衡量方法，其实后者也是对不同阶段的教育程度进行加权平均。考虑到我国自1986年颁布义务教育法推行9年制免费义务教育，1997年高校扩招的情况，以及知识经济时代对高素质劳动力的需求，采用分阶段

18、、分年限计算劳动力所受教育年限的方法，最后得到表1所示，4个一级指标、1 4个二级指标构成的人力资本测度指标体系。(2)人力资本指标选取的合理性分析选取20032016年中国统计年鉴数据，首先对原始数据进行标准化处理，其次使用SPSSl90对人力资本指标数据进行因子分析。根据KMO测度值和Bartlett球度检验结果，判断标准化数据是否适合做因子分析，得到如表2所示的结果。从表2可以看出，人力资本指标的KMO值为0620，Bartlett球形检验的卡方近似值为578657。自由度为91，显著性水平为0000，说明所选取的人力资本指标数据适合做因子分析。采用因子分析法提取因子，选择特征值大于1，

19、累计方差贡献率大于85以上的因子，结果如表3所示。由表3可知，特征值大于1的因子有两个，累计贡献率高达92545，可以提取两个因子，采用正交旋转的方法得到表4所示的因子成分矩阵。由表4可以看出，所有14个二级指标都进入了因子提取的成分。其中平均受教育年限、国家财政性教育经费、教育人口比重、初中升高中升学率、高中升大学入学率、人均卫生经费支出、医疗卫生机构数量、医疗卫生机构人员数量、医疗卫生机构床位数、科研人员全时当量、专利申请授权数量、城镇人口抚养比和因子1关系显著，囊3总方麓胛囊初始特征值 提取平方稠载入 旋转平方和载入公因子 方差贡献率 累计方差贡 方差贡献率 累计方差贡 方差贡献率 累计

20、方差贡特征值 特征值 特征值() 献率() () 献率() () 献率()b 11459 81847 81847 11459 81847 81847 7003 50022 50022y2 1489 10698 92545 1498 10698 92545 5953 42522 92522万方数据政策研究I PO LICY STUDY衰4因子成分矩阵因子1 2科研人员全时当量 0996 0046城镇人口所占比重 0992 -0038国家财政性教育经费 0982 0164医疗卫生机构人员数量 0976 0205医疗卫生机构床位数 0、974 0203人均卫生经费支出 0972 0_204专利申请授

21、权数量 0971 0205初中升高中入学率 0943 0271教育人口比重 0938 -027平均受教育年限 0922 -0329医疗卫生机构数量 0714 0332高中升大学入学率 0696 0579人口抚养比 -07 O64615岁及15岁以上的文盲 一0791 0429体现了人力资本累积过程中内部和外部要素相互作用的结果，尤其能够反映教育和健康投入，以及技术进步对人力资本累积的积极贡献，而且这些指标与人力资本的数量和质量之间都存在一种正向变动的关系。借鉴王询和孟望生(2013)的观点，将因子1命名为“学研型入力资本”。人口抚养比和15岁及以上年龄的文盲两个二级指标与因子2关系显著，这两个

22、指标主要受到个人和家庭环境的决定，受外部宏观环境的影响相对较少，而且它们与人力资本累积之间是一种负向变动关系，反映了人口数量或低素质入口对入力资本累积的作用，将因子2命名为“入口型人力资本”。由表4可写出因子1和因子2的得分函数：X=O922xl+0982x2+0938x3一O79lx4+0943x5+O696x6+n0972x7+0n714xs+0976焉+o974一。+o舯瓴l+o97Ix,2(11)700一0xjl+O992x14 、“7艺一-0329xl+O164x2-027x3+O429_一O27 lx5+O579x6：n0204x7+0n332x8+o205工9+o203工l。+o

23、046xl l+o2052(1 2)646+Oxtj一0038x,4 、1 20 Human Resources Oevetopment of China入力资本的测算结果如表5所示，使用因子加权法对人力资本存量进行测算，其中权重为两个主因子的累计方差贡献率，计算公式为：Y一081847Yt+o10698Y2根据表5的人力资本存量，可绘制人力资本增速图(图1)。由表5和图1可以看出，进入新世纪后，我国整体的入力资本存量呈逐年递增趋势，这与李德煌和夏恩君(2013)估算的19902010年间我国人力资本存量不断增长的结果相似；在人力资本增速上，20032012年的增速与乔红芳和沈利生(2015)

24、估算的19782011年我国人力资本增长速度相似。但是在人力资本的构成上却存在差别，学研型人力资本的比重远远超过人口型人力资本，说明经过改革开放30多年的投入和积累，我国综合人力资本结构上质量指标已经超越数量指标，成为人力资本新的本质内涵。从图1还可以看出，我国人力资本增速呈现出阶段性特征：20032012年10年间人力资本一直保持两位数的高速增长，但在2013年的时候人力资本增速急剧下滑，虽然2014年和2015年人力资本增速略有上升，可是在2016年再次下滑至个位数增速，而且2013-2016年间的人力资本增速明显低于前10年的增速。这与新世纪后我国经济增长的整体变化态势，尤其是与经济新常

25、态的趋势吻合，也符合我国进入“人口新常态”(李建民，2015)的特征，表明所选取的人力资本测度指标体系具有较好的合理性，为进一步分析人力资本与经济增长的关系奠定了良好的前提基础。(3)经济增长现有研究普遍采用国内生产总值(GDP)作为经济增长的衡量指标，虽然在具体指标计算上略有差异，如直接采用GDP指标(李德煌、夏思君，2013)，或者省域实际GDP的对数(徐静、孟娟，2015)，实际人均GDP(封岩、柴志宏，2016)等。本文采用GDP的对数测量经济增长。2数据来源数据主要来源于20032017年的国家统计年鉴和中国科技统计年鉴。但资本存量的数据不能从统计年鉴中直接得到，目前普遍采用计算资本

26、存量的办法是永续盘存法，即估计一个基准年后，用永续盘存法按不变价万方数据日目E圈五EE囝年份 E因子存(亿元) 匕因子存置(亿元) 匕人力资本存量(亿元)2003 5506363 1040404 46180952004 6224284 1157870 52182582005 6996011 1308377 58659952006 8360219 1502365 70033112007 10468568 1849054 87660202008 12909606 2261500 108080612009 15026174 26到246 125788942们0 17740838 3074805 14

27、8492862011 22029068 3801958 184368652012 26942刚6 4633476 225469212013 28655554 4929049 239810212014 30904678 5318747 258635512015 34870265 6013672 291836092016 37716585 6519962 315673993500030000250002000015000100005000O一人力资本(亿元)人力资本增速()3025 八一20 4、| | |5 _OI_ _万方数据政策研究f P0 L|CY STUDY格计算每年的资本存量。数学表达

28、式如下：K=K一。(14)+ (13)(13)式中，墨表示t时的实际资本存量，K，表示卜7时实际的资本存量，谚表示经济的折旧率，表示当年的投资量。采用支出法GDP中的固定资本总额作为L，而不是全社会固定资产投资。原因是固定资本总额都是在当年形成的，不存在滞后性，可以直接加总到资本存量中。固定资产的经济折旧率一般选取96(张军等，2004)，估算资本存量借鉴单豪杰(2008)的计算办法。劳动力的投入为每年的就业人数，最后得到如表6所示的指标计算结果：三、实证检验1平稳性检验(1)式的超越对数生产函数模型中包括人力资本、劳动力和资本存量三种要素，因此需要对三要素和GDP取对数后检验其平稳性。然而，

29、人力资本是由14个变量经过因子分析得到的综合数值，不需要做平稳性检验。用Eviews 8分析变量数据的ADF值判断平稳性，结果显示GDP对数的ADF统计量为一3615，劳动力对数的ADF统计量为-3325，均小于5的临界值一3112；资本存量对数的ADF统计量为一1739，小于10的临界值一1603。因此可以在5或10的显著水平下拒绝存在单位根的原假设，表明GDP、劳动力、资本存量的对数都是平稳序列，适合做回归分析。2回归结果与讨论超越对数生产函数放宽了对产出弹性的要求，自变量的系数容易产生共线性，而且每一个变量只有1 4个数据点，容易产生数据共线性。此外，所有数据点基本上都是严格偏态分布(递

30、增)，不满足OLS回归分析对数据正态分布的要求，因此采用主成分回归分析的方法进行模型拟合。与其他常用的处理数据共线性方法如逐步回归、路径分析、岭回归相比，主成分回归使用原自变量的主成分代替原自变量作回归分析，不仅保留了原指标的绝大部分信息，又有主成分之间互不相关的优点，而且是一种无偏估计方法，裹6备摇标的敷据计结果时间(年) 国内生产总值(亿元) 人力资本(亿元) 劳动力(万人) 资本存量(亿元)2003 137422000 4618。095 73736 69575。7632004 161840200 5218258 74264 799461042005 187318900 5865995 7

31、4647 916436752006 219438500 7003311 74987 1048053482007 270232300 8766020 75321 1201994612008 319515500 10808061 75564 1371419122009 349081400 1 2578894 75828 1597091382010 41 3030300 14849286 76105 1 852702872011 489300600 18436865 76420 2128315592012 540367400 22546921 76704 2423448022013 59524440

32、0 23981021 76977 2724101482014 643974000 25863551 77253 301 5585772015 685505800 29183609 77451 3283799672016 739550000 31 567399 77796 353971120122fHuman Resou rces Oevetopment ofChina万方数据模型的拟合质量也较好。(1)回归结果主成分回归的步骤一般如下：首先对数据进行中心化处理，其次对自变量进行主成分分析，得到因子成分矩阵，主成分系数就是特征向量。当中需要经过一些转换，具体的方法为：用主成分成分矩阵中的数据除以

33、主成分相对应的特征值开平方根，得到主成分中每个指标所对应的系数；用中心化处理的数据乘以对应的系数，得到因子得分；最后用因子得分的数据与因变量创新能力做线性回归分析。当数据的共线性较高时，可以提取12个主成分，若提取一个主成分，则会产生对应的两个因子得分z，对Z，与经济增长的对数做回归分析，zlm，为参数系数，最后用原数据计算最终的系数，即超越对数生产函数系数。若提取两个主成分，则会产生对应的两个因子得分z，和z2，对因子得分Z。、z2与经济增长对数做回归分析，若z，、z2的系数m，、m2显著，用二元做回归分析，则zlm，+z妒：为参数系数；若z，的系数m，显著，z2的系数m：不显著，用改进的一

34、元做回归分析，zim，为最终的参数系数；若z，、z2的系数m、都不显著，根据Z，是第一主成分的因子得分，仍用改进的一元做回归分析，若Z，的系数m，显著，zsm，为参数系数，最后用原数据计算最终的系数，即超越对数生产函数系数。第一个主成分包含信息达到99531，所以提取一个主成分建立主成分回归方程，然后由SPSS 190计算得第一主成分：Zl暑033344Zxl+033278Zx2+O33378Zx3+O33344Zx4+O3327+O33344Zx6+033344zx7+O33378z工8(14)0+33378Z，。 、一7将因子得分z，与经济增长的对数建立主成分回归方程：ZInY=嵋(15)

35、利用SPSS统计软件对主成分模型进行回归，计算结果为：ZInY=O330zl (16)(16)式中，砰值为0977，t值为24347，F值为592769，P值为0000，表明模型合程度很高，并且消除了各变量共线性的问题。将主成分z，与中心化解释变量的关系代入(14)式，得到如下结果：ZInY-011004ZlnH+010982ZInL+011015ZlnK+O11004ZIn2H+O10982ZIn2L+O11004ZIn2K+011004ZInHInL+011015ZlnHInK+011015ZlnKlnL (17)(17)式为中心化解释变量和被解释变量间的关系，计算原回归模型的系数，得到超

36、越对数生产函数模型：lnYt一493320+0089291nq+O189651nL,+0115191nK+0005431n2 q+0012871n2厶+0005221n2 K+O00795LnHtLnL,+000514LnH,LnK,+000822ZnKAt, (18)根据公式(2)一(10)，计算得到20032016年各要素的年均增长率、产出弹性、年均贡献率、年均拉动经济百分比、替代弹性(表7、表8)，并绘制出各要素对裹7备曩曩对经济长的霞献年均增长率() 产出弹性 贡献率() 拉动经济()资本存量 1336 0343 36218 4520劳动力 0413 0552 1815 0224人力资

37、本 16105 0305 37256 4839襄8备曩囊的代弹性替代弹性KH K，L UH均值 1026 1001 1008万方数据政策研究f PO LICY STUDY-0-资本存量贡献率 -i-劳动力贡献率 人力资本贡献率譬 。一 i j tj t ：l石t 。i j。-。|；f。、jj ； ，一：乇lI一一一jI“一一一一|1。一。j?、jlI|； j E 、|j，t| | ，77 ； j； J ， ? ， 、 ? j j 1|、 ? i 0，I：Ij，、一， 、 ，r+1 I 一 一 in= 一 _ im_-n2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 201

38、1 2012 2013 2014 2015 20162备一素对经济长的贡献宰经济增长的贡献率(图2)。(2)结果讨论由以上主成分回归分析结果可以得出以下结论：物质资本和人力资本依然是新世纪后我国经济增长的主要推动要素国内外人力资本对经济增长的贡献已经得到广泛证实，上述分析结论表明，人力资本也是我国经济增长的重要推动因素。由三种要素对经济增长的平均贡献率(表7和图2)可以看出，人力资本的贡献率最大(37256)、资本存量的贡献率次之(36218)、劳动力的贡献率远低于前两者，仅为1815，表明从20032016年，以物质资本为载体的资本存量和以人口质量为主要表现形式的人力资本成为我国经济增长最重

39、要的推动力，而且尤以人力资本投资的经济贡献最大，二者呈现出齐头并进的发展态势，成为推动我国经济增长的“两驾马车”。当然，人力资本对经济增长的贡献也并非一直高于资本存量，如2006年起，人力资本对经济增长的贡献率就已经超过了资1 2f Human Resources Oeve(opment of China本存量，并且一直持续到2008年，二者之间的差距也有加大之势。然而2008年金融危机爆发，中央政府投资4万亿应对危机，4万亿主要投入到基础设施领域，从而推动当年物质资本的经济增长贡献率快速攀升并一举超过人力资本。到2016年，二者对经济增长的贡献率都出现下降并基本持平，反映出我国成为世界第二大

40、经济体和进入经济新常态后，一方面需要继续探索新的经济增长点，为庞大的资本存量提供更有效率的用武之地；另一方面则需要强化人力资本投资，提高人才质量、优化人才结构，形成人与物之间相互匹配、耦合发展的良性循环。不同要素在经济增长中的作用存在差异从要素的产出弹性来看，资本存量的平均产出弹性为0343，即资本存量每增长1，则GDP增长0343个百分点，资本投入对经济增长的贡献率达到36218，拉动经济百分比为4520，说明从20032016年，我国经济的高速发展依然离不开大量的物质资本投入。然而物质资本的投入产出比并不是很高，大量的资本投入并不能带来高87654321OOOOO0O00万方数据产出且经济

41、效益较低，长远来看，这一模式的可持续性面临挑战，因此有必要转变经济增长模式，由规模扩张型向集约型经济转变。劳动力的平均产出弹性为0552，即劳动力增长1个百分点，经济增长0552个百分点，远高于资本存量和人力资本投资的产出弹性，说明当前我国劳动力的投入产出比较高。但劳动力投入对经济增长的贡献率却较低，只有1815，拉动经济的百分比仅为O224，远低于资本存量和人力资本的经济贡献。说明进入新世纪后劳动力数量对经济增长的作用已经不再显著，这与范秋芳和孙旭杰(2012)用主成分分析法得到的19782010年间，劳动力对我国经济增长的贡献率为i085的结论存在一定差异。改革开放初期，市场的扩大和机制的

42、灵活极大地激活了劳动力市场的活力，我国劳动力数量和质量都呈现爆发式增长，因而范秋芳和孙旭杰(2012)的研究中，前期劳动力对经济增长的贡献会较大，从而整体抬高了32年跨度间劳动力对经济增长的贡献。本文数据从20032016年，劳动力数量增长缓慢，且经济步入新常态，面临“中等收入陷阱”、人口老龄化等一系列难题，故劳动力的贡献率与拉动经济百分比都相对较低。三种要素中，人力资本的产出弹性最小(0305)。说明人力资本每增长1个百分点，经济增长O305个百分点。可是人力资本的对经济增长的贡献率和拉动经济的百分比又是最高的，分别达到37256和4839，远远超出劳动力数量增加的经济贡献。根据刘易斯的二元

43、劳动力供给模型，在达到刘易斯拐点以前，单纯增加人口数量产生的“人口红利”也会给经济增长带来巨大的推动作用，然而超过拐点之后，数量型为主的“人口红利”需要向质量型“人口红利”转变，才能适应经济发展和技术进步对劳动力的需求，发挥物质资本和人力资本的最佳结合效应。虽然我国人口基数庞大，高校入学学生数量年年创新高，但我国人口无论在数量上还是质量上仍然有待提高，全面放开二孩和继续提高高校毛入学率的政策就是有力的佐证。与人口数量相比，人口质量提高带来的人力资本累积具有更高的经济增长贡献，而且人力资本的产出弹性又最小，说明新世纪以来我国人力资本的投入是经济发展中最稀少的资源，强化人力资本投资对促进经济增加具

44、将会带来更高的投入一产出效应。要素投资的均衡增加会对我国经济增长发挥更加积极的作用从(18)式的超越对数生产函数模型来看，自变量1次项、2次项和交互项的系数都是正值，表明人力资本、劳动力数量、资本存量、人力资本平方、劳动力数量平方、资本存量平方、以及要素两两交互项均对经济增长有正的影响，说明三种要素投入的增加都可以对我国经济增长起到推动作用，而且要素投入与经济增长之间不存在倒U型关系，这与现有研究的结论也是一致的。从各要素的产出弹性数量上来看，牵O552,4-0343,4-0305，即劳动力的产出弹性资本存量的产出弹性人力资本的产出弹性，然而在贡献率和拉动经济百分比上三者的关系却又正好相反，说

45、明我国庞大的人口数量继续在经济增长中发挥着不容忽视的作用，必须保持正常的人口更替，但与提升人口质量相比，继续增加人口数量带来的经济贡献已经不划算。另外，在重视人力资本投资的同时，也不能忽视物质资本投资与人力资本投资的均衡性，因为资本存量和人力资本、资本存量和劳动力、劳动力和人力资本的替代弹性都大于1，说明三种要素之间存在基本可以相互替代的稳定关系。综合来看，尽管劳动力、资本存量和人力资本三种要素对经济增长的贡献和拉动经济的百分比存在较大差异，从投入一产出效率比较的角度衡量，增加人口数量带来的经济贡献远远比不上在人力资本和资本存量上的投入，但也依然不能轻易厚此薄彼，因为不同要素彼此间可以起到良好

46、的互动促进作用，进而形成推动经济增长的巨大合力。3回归结果的稳健性检验主成分回归分析需要经过多步变量转换，因此只需要对变量转换前的数据序列进行稳健性检验。回归分析中的稳健性检验方法可以采用变量的滞后值重新构建模型，然后比较该模型与原模型分析结果上的差异性。滞后自变量的发生时间是在因变量之前，因而可从理论上排除因变量中国人力资源开发201712 125万方数据政簟研究I POLICY STUDY影响滞后自变量的可能性，从而证明分析结果的稳健性。将(1)式中自变量人力资本、劳动力和资本存量替换为自身滞后1期的值，用SPSS重新做主成分回归分析，得到方程为：ZInY=0332Z。，公式统计量中，启值

47、为0987，f值为31762，F值为1008819，P值为0000，这与(16)式的结果基本一致，表明前面的主成分回归模型结果是稳健的。四、结论从教育、健康、科技、人口迁移四个维度，选取14个二级指标，构建更能体现人力资本综合内涵测度指标体系。利用20032016年数据，采用因子分析法对指标进行筛选分类，使用因子加权法对人力资本存量进行测算，绘制人力资本增速图，并与其他研究结论比较，分析指标体系的理论及实践合理性。结果显示，所有二级指标都进入了因子提取的成分，可以提取两个主因子成分，一是反映人力资本质量的“学研型人力资本”，二是以数量为主的“人口型人力资本”，可是两个主因子在人力资本构成上的比

48、重却存在显著差异，前者的比重远远大于后者。从人力资本的增速上来看，新世纪后我国人力资本的整体存量依然呈逐年上升趋势，这与现有研究的结论是一致的。但新世纪后我国人力资本存量的增速又表现出明显的阶段性特征：2012年以前，增长速度都超过两位数，2013年之后，增长速度在两位数和个位数之间波动，而且大部分时间都低于10，这与我国进入经济新常态后的“人口新常态”特征吻合，说明所构建的人力资本测度指标体系具有较好的理论和实践合理性。然后，采用产出弹性和替代弹l生都不是固定值的超越对数生产函数，建立包括人力资本、劳动力和资本存量三种要素，以及三种要素的平方项和两两交互项的经济增长模型，并利用主成分回归分析消除数据共线性的影响，得到各要素的产出弹性、经济增长贡献率、拉动经济