中国经济增长的来源基于1978人力资本与FDI视角的实证研究.docx

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中国经济增长的来源基于1978人力资本与FDI视角的实证研究

中国经济增长的来源

——基于1978-2009人力资本与FDI视角的实证研究

2013-03-07

摘要：

文章通过运用扩展的包含物质资本、劳动力、人力资本、FDI变量、Cobb-Douglas生产函数，建立了计量经济学模型，对1978-2009年的中国经济增长进行了实证分析，并对不同发展阶段的经济增长因素加以考察，结果表明：

（1）1980-1994年，物质资本和FDI对GDP有显著性影响，弹性系数分别约为0.09与0.08，说明1994年以前，资本的扩张和FDI的进入是中国经济增长的重要动力；

（2）1995年至今，人力资本与物质资本变动对实际GDP有显著性影响，其弹性系数分别约为0.20和0.61，说明人力资本和产业结构的变动对于经济增长的贡献较为突出，同一时期FDI对经济增长的影响不显著；（3）中国经济的长期增长取决于以知识、信息、研究开发或创新所引致的规模收益递增、技术进步、人力资本增长等核心内生变量。

技术进步的内生化，要求中国必须加大对人力资本的投资，促进劳动力要素合理流动、提高劳动生产率。

关键词：

经济增长，人力资本，FDI，内生性

一、引言

改革开放以来，中国经济取得了令人瞩目的发展成就。

经济增长率在1979-2008年间平均为98%。

最近三年，在应对国际金融危机的大背景下，中国依然实现了经济平稳较快增长，其中2009年和2011年的经济增长率均为92%，2010年更是达到了103%。

本文试图在已有研究基础上，从人力资本和FDI的角度，研究中国经济增长的源泉和动力机制及其成因，为中国经济在“十二五”时期乃至未来更长时期的增长来源提供政策建议。

在经济增长来源方面，以往一个重要的观察指标是资本形成相对于产出的速度和全要素生产率（TEP）的时间变动模式。

例如，根据由索洛（Solow，1962）发展的理论，假如全要素生产率（TEP）的增长率显著，则资本的形成与产出将保持基本一致的增长关系，从而长期来看资本-产出比率将维持稳定和下降的动态模式（布兰查德和费希尔，中文版，1998；Young,1994）。

因此，一般将资本-产出比率是否呈现上升趋势视为经济增长是否持续增长的重要依据。

Charnes等（1978）采用数据包络分析方法（DEA，DataEnvelopmentAnalysis）对经济增长的动力机制进行了相关研究，该模型无需生产函数的先验形式，而是通过求解最优生产前沿进行分析。

关于改革开放30余年来中国经济增长的来源，长期以来，人们一直以为中国经济增长的推动力在于政府的宏观经济政策或者说是政府主导下的投资与出口。

多数文献均支持资本投入是经济增长的主要原因。

例如，张军（2002）讨论了中国的投资体制和投资效率，测算了中国的资本存量，从资本形成方面来解释中国经济增长和增长变动，认为中国在1990年代以后，资本的形成几乎全是固定资产投资的结果。

郑京海等（2005）通过对省际全要素生产率（TFP）及其组成部分的测算，认为中国经济增长在1978-1995年期间经历了一个TFP高增长期（为4.6%），而在1996-2001年期间出现低增长期（为0.6%）。

关于FDI对中国经济增长的贡献，陈劲（2007）的研究表明，FDI在成为推动中国经济发展重要动力的同时，也不能忽略中国制造的平面同质性扩张以及大量出口导致的贸易摩擦等负面作用。

林毅夫、李永军的研究发现，20世纪90年代以来外贸出口每增长10%，基本上能够推动GDP增长1%。

随着经济增长既有动力的衰减，人力资本在经济增长中的作用越来越受到重视。

王小鲁（2009）的研究表明教育带来的人力资本质量提高正在替代劳动力数量简单扩张的作用，凸显人力资本在现代的经济发展中地位越来越突出。

大多数经济学家均认为中国主要依靠资本投入拉动经济增长的传统经济发展方式已经难以持续。

张其仔（2008）通过梳理比较优势的演化路径认为，中国经济的比较优势到了2008年面临局部性断档的危险。

防止由此引发经济较长时期的衰退，是中国未来一个时期面临的难题。

由上述分析可见，已有相关研究大多集中在全要素生产率方面，且经济总量全要素生产率的研究主要采用有关经济总量的时间序列来进行，因而难免存在一些局限。

例如，在增长核算中需要引入很强的行为与制度假设，且采用的时间序列数据量较小，未能综合考虑物质资本、人力资本以及FDI对经济产出的影响。

我们的研究结果初步表明，中国经济增长从长期来看应是一种内生性的选择，在遵从自身发展规律的前提下，选择最合适的增长路径，这种路径需要作为经济活动微观主体的厂商在当前环境条件下追逐利润，从而不断改革创新，提升产业链价值，推动社会进步。

中国经济的长期增长取决于以知识、信息、研究开发或创新所引致的规模收益递增、技术进步、人力资本增长等核心内生变量。

技术进步的内生化，要求中国必须加大对人力资本的投资，促进劳动力要素合理流动、提高劳动生产率。

这将具有十分重要的政策含义。

本文将以如下顺序展开：

第一部分引言；第二部分是模型、指标与数据说明；第三部分是给出测算结果并进行详尽分析；第四部分是结论并讨论政策含义。

二、模型、指标及数据说明

（一）模型建立

现代经济学研究表明，资本的投入、劳动力的供给和外资的利用情况等在很大程度上影响着国家的经济增长，这里的资本包括物质资本与人力资本。

为此我们建立生产规模不变的Cobb-Douglas生产函数：

Y（t）=AK（t）αH（t）βE（t）γL（t）1-α-β-γ

H（t）是人力资本，K（t）是物质资本，E（t）表示FDI，A表示技术水平，L（t）表示劳动力的量，L被假定为以n的速率外生增长，α表示物质资本的产出弹性，β表示人力资本的产出弹性，γ表示FDI的产出弹性。

其中：

L（t）=L（0）ent

模型假定产出的固定比例s用于投资。

定义K表示人均资本存量，k=K/L。

y表示人均产出水平，y=Y/L。

e表示人均FDI水平，e=E/L。

经济增长由下列公式决定：

其中，Sk表示物质资本占总GDP中的比例，Sh表示人力资本在社会中的比例，Se表示FDI在GDP中的比例。

我们假定人力资本，物质资本与利用外资的资本以相同的速率贬值。

虽然Lucas（1988）假设人力资本生产函数与其他物品函数不一样，但是我们相信，至少在一开始的阶段，这三个方程应该是相似的。

从方程中我们可以得到稳态时的情况如下：

把带入生产函数，容纳后取对数得到：

（二）数据说明

在模型中，Y代表总产出，用实际GDP作为来衡量，K表示实际物质资本，因为资本的形成是有两方面因素构成，大部分是固定资产投资所形成的资本，另一部分是存货资本，故研究以固定资产投资形作为代理变量来替代物质资本。

L代表劳动力的投入，采用人口总人数作为代理变量作为投入量。

为了表述简易，研究内容中采用物质资本、GDP、人力资本来代表实际物质资本、实际GDP和实际人力资本。

Sk表示收入在物质资本中的比例，用固定资产投资占实际GDP的比重来表示。

Sh表示人力资本的比例，用在校学生在总人口中的比例作为代理变量表示，Se表示FDI的程度，用FDI总值占实际GDP的总量作为代理变量来表示。

由曼昆（1992）的论文，我们假定的值为0.03。

由此影响中国经济增长的各因素计算结果如表1所示。

表1影响中国经济增长的各因素及数值

In（Y/L）

n（n+δ）

In（Sk）

In（Sh）

In（Se）

1978

5.484796933

-3.17008566

-1.69532758

-1.504673

-10.04629

1979

5.631211782

-3.17941476

-1.76002615

-1.541079

-5.800201

1980

5.713732806

-3.1731857

-1.60746011

-1.574264

-5.674266

1981

5.638354669

-3.11114313

-1.62634205

-1.632297

-5.24774

1982

5.616771098

-3.08609471

-1.48938222

-1.682869

-4.997732

1983

5.683579767

-3.13983362

-1.47144934

-1.72614

-5.057013

1984

5.513428746

-3.12812146

-1.36930848

-1.726871

-4.494579

1985

5.590986981

-3.11767394

-1.26557765

-1.737214

-3.795424

1986

5.556828062

-3.08850567

-1.19165643

-1.749562

-4.418153

1987

5.700443573

-3.06594017

-1.15712868

-1.780286

-4.470598

1988

5.905361848

-3.08500074

-1.15344206

-1.819789

-4.335264

1989

5.774551546

-3.1002043

-1.34879993

-1.855019

-4.163337

1990

5.752572639

-3.11474106

-1.41882995

-1.873403

-3.992952

1991

5.855071922

-3.47020388

-1.35923618

-1.884796

-3.511223

1992

5.996452089

-3.17965511

-1.20353956

-1.886114

-2.086317

1993

6.248042875

-3.1832674

-0.99435019

-1.88164

-1.698696

1994

6.171700597

-3.18907433

-1.03958149

-1.851892

-1.93136

1995

6.406879986

-3.2052195

-1.11079629

-1.817693

-2.080049

1996

6.556778356

-3.20843057

-1.13084881

-1.784565

-2.459905

1997

6.652863029

-3.21737695

-1.15258858

-1.758112

-2.92857

1998

6.710523109

-3.24061032

-1.08898472

-1.752558

-2.973668

1999

6.762729507

-3.26544346

-1.09987171

-1.745945

-3.268586

2000

6.855408799

-3.28128329

-1.10327779

-1.747035

-2.955331

2001

6.947937069

-3.29818963

-1.08066774

-1.750829

-2.966268

2002

7.03438793

-3.31181382

-1.01750403

-1.743369

-2.865551

2003

7.149131599

-3.3239586

-0.89377009

-1.737669

-2.657163

2004

7.306531399

-3.32785399

-0.81911893

-1.735568

-2.532178

2005

7.46221494

-3.32729657

-0.73392592

-1.746863

-2.485576

2006

7.635303886

-3.34443905

-0.67626705

-1.749045

-2.639545

2007

7.883069351

-3.34756183

-0.6604394

-1.7525

-2.7135

2008

8.135639903

-3.35012411

-0.59723709

-1.763114

-2.759192

2009

8.228977643

-3.35097967

-0.41728228

-1.771722

-2.883714

数据来源：

中国统计年鉴1978-2009

三、基于人力资本和FDI的实证分析

（一）时间序列平稳性检验

本文采用的是时间序列数据，因此在对其进行分析时，要求时间序列必须是平稳的，即每个时间序列的均值都与时间t无关，并且围绕一个均值波动，并且有向其收敛的趋势，否则就会产生“伪回归”问题。

作图我们发现变量表现出了非平稳的特征，其中In（Se）在1993年到1994年间出现较大波动，主要是由于1992年改变外资引进政策滞后引起的，见图1。

但从变量的差分作图可以看见，一阶差分基本表现出平稳的特征，见图2。

（二）单位根检验

鉴于时间序列可能存在非平稳性，为避免“谬误回归”问题，首先对

、In（n+δ）、In（Sk）、In（Sn）、In（Se）进行单位根检验。

ADF检验结果显示：

在显著水平为5%的情况下，它们都是非平稳序列，其一阶差分是平稳序列，即这些序列都是一阶单整的。

因此，需要进一步分析，以验证两者之间是否存在长期的均衡关系。

图11978-2009影响中国经济因素变量趋势图

图21978-2009影响中国经济因素变量一阶差分趋势图

图3散点分布图：

1978-2009

（三）协整检验与回归分析

对上面的变量使用EG两步法检验和JJ检验都表明In（n+δ）、In（Sk）、In（Sh）、In（Se）存在着协整关系，Granger定理（1987）证明了协整与误差修正模型的必然联系，如果非平稳的变量之间存在着协整关系，那么必然可以建立误差修正模型，由于误差修正模型可以有效的吸收时间序列模型和经典计量模型的优点并克服它们的缺点，因此得到了广泛的应用。

1.对1978-2009整个进行回归，使用一阶差分消除一阶自相关得：

由R2值（0986633）与调整过的值（0.983960）表明，拟合优度良好。

由总体的F值表明，回归方程解释变量的系数从总体上看也是显著不为0的。

由t值表明，人均资本、FDI与人均人力资本在5%的水平下估计是显著的。

D-W检验值在2附近，表明不存在一阶自回归。

各个变量散点图见图3。

2.对1980-1994进行回归，使用误差修正模型得：

由R2值（0.867846）与调整过的R2值（0.794427），拟合优度良好，由总体的F值表明，回归方程解释变量的系数从总体上看也是显著不为0的。

由t值可以看出，人均资本、FDI参数的估计在10%的水平下是显著，同时期人均人力资本不显著，D-W检验（2.035）数值在2附近，表明不存在一阶自回归。

由图4可知，此时期

与各个自变量的线性关系较平稳。

3.对1995-2009整个进行回归，使用一阶差分消除一阶自相关得：

图4散点分布图：

1980-1994

图5散点分布图：

1995-2009

由R2（0.971302）与调整过的R2（0.956954）都基本上接近于l，拟合优度非常好，由总体F值也可以表明，偏回归系数在总体上是显著不为0的。

由t值表明，人均资本、人均人力资本等变量参数的估计在5%水平下是显著的，同时期FDI参数估计不显著。

由图5可知，此时期

与各个自变量的线性关系较平稳。

从上述结果可以看出，在1994年前后，我国经济结构上的变化导致我国经济增长影响因素的改变。

（四）估计模型的分析

改革开放对我国经济增长的影响是深远的，人均物质资本、人均人力资本以及FDI对人均GDP的影响存在着显著的正向关系，人口增长率与人均GDP的影响存在着显著的负向关系。

利用Cobb-Douglas生产函数的经济学含义解方程得知，1978年以后物质资本每变化1%，GDP变化0.37%；人力资本每变化1%，GDP变化0.39%；FDI每变动1%，人均GDP变化0.08%。

1980-1994年，物质资本和FDI对GDP有显著性影响，弹性系数分别约为0.09与0.08，这在一定程度上说明1994年以前，资本的扩张和FDI极大的促进了中国经济增长的动力，改革开放引入了我国经济发展稀缺的要素——国外的资本，更多的人开始从事经济活动，生产力在一定程度上的到了释放，因此促进了经济的增长。

而这一时期人力资本发展对GDP的影响不显著。

方程的结果表明，1995年以来，物质资本与人力资本的变动对实际GDP有着显著性的影响，其弹性系数分别约为0.20和0.61，表明随着中国经济发展和社会进步，推动中国经济增长与结构升级的动力开始转变，开始由单纯依靠生产要素扩张来促进经济增长的粗放型生产方式转变为更重视人力资本和产业结构转型的集约型生产方式，国家实行积极的财政政策，对于经济的发展起着积极的作用。

同时这一时期FDI对经济增长的影响不显著，说明其对经济增长的影响相对下降。

四、结论与政策建议

之前的分析结果表明，我国的经济增长与国家的政策密切相关，其中物质资本尤其是固定资产投资对中国经济增长的影响是长期显著的。

在我国经济水平比较落后、生产结构不均衡和科学水平相对低下的条件下，通过对天然资源的开发以及对物质资本的大量投入在一定程度上取得了立竿见影的经济发展，但这种传统的发展方式，环境成本是极高的，生产效率却是极低的，归根到底粗犷发展方式是难以为继的。

研究表明我国陷入了过早资本深化的陷阱，即未能结合我国自身优势发展劳动密集型产业，没有充分考虑到我国人力资本充沛的现状，其结果显而易见，全要素生产率（TEP）在1995年以后就长期处于低增长期。

国外直接投资在1995年前对我国国民生产总值的增长有显著的正向影响，而在1995年以后，其数值却缓慢回落，与此同时，1995年后国内生产总值愈发依靠人力资本的累积，表明经济增长开始不是简单依靠数量增长，而是开始依靠经济结构的适应性与人力资本质量的提高。

从本质上来说，经济增长在更长的时间光谱坐标中，应是在遵从自身发展规律的前提下，选择最合适的增长路径，这种路径需要作为经济活动微观主体的厂商在当前环境条件下追逐利润，从而不断改革创新，提升产业链价值，推动社会进步。

从政府引导机制来说，让市场供求规律自发起作用，从而避免无效率的交易成本，对变化的需求和供给情况迅速做出反应，以便把资源配置到最需要它们的地方，从而在最大程度上保证了市场主体的积极性，同时保证适度的政策干预避免市场失灵。

由此可见，我国经济增长与经济结构转型需要依靠以科技研发为核心的高附加值产业在技术进步领域的不断创新，以期在即将到来的第三次超级跨产业革命中重新瓜分世界产业层次版图。

而这种对创新的内在需要，迫使我国必须从宏观层面上促使生产要素特别是人力资本在地理上的合理配置、加大对包括创新型人才在内的人力资本投资，从而提高劳动力生产率水平。

随着全球化进程的不断推进，现有的国际产业垂直分工已经成为我国经济结构优化升级的重要阻碍之一。

以大飞机、智能制造、下一代互联网为代表第三次科技革命如今已取得先导性突破，但距离技术成熟还有一段时间，我国还有4～6年的经济结构升级追赶期。

倘若我国不能在未来的5～10年内完全实现产业结构升级，待到新一轮科技革命结束，发达国家必将继续利用科学技术上的绝对优势在产业分工上继续压制中国处于“微笑曲线”的最低端。

与此同时，中国已经开始步入“老龄化社会”阶段，人口结构的逐渐变化，劳动力供应总量的不断减少，“人口红利”也即将终结。

一方面是社会养老和医疗矛盾日益突出，另一方面则是有质量的人力资本转化能力有限。

“中等收入陷阱”就在不远处，如此一来，我国在错过产业升级追赶期的同时失去劳动力充沛的优势。

为此，关乎我国未来国际经济地位与产业分工格局的十年时间，我国应从以下两个方面着手：

第一，加强对关键领域科技研发与人力资本的投入，努力吸收国外关键技术成果自主创新，引领人才的国际流动，并在国家科技战略领域取得突破，培育中国自己的创新型土壤。

第二，在全球化技术与产业转移的背景下，政府应对符合国家战略需求的创新科技企业以政策支持，包括在中小企业融资、税率减免以及要素价格市场化等配套服务，激发企业研发投入积极性，把握第三次科技革命的历史性机遇，形成由“中国制造”到“中国创造”的转变。

作者简介：

章玉贵，上海外国语大学国际金融贸易学院院长、经济学博士；宋耀，上海外国语大学国际金融贸易学院硕士研究生。

地址：

上海市大连西路550号上海外国语大学国际金融贸易学院

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作者：

章玉贵宋耀  来源：

《中国市场》2012年第46期