鄧俊榮，王美

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報(bào)酬遞增視角下異質(zhì)型人力資本與經(jīng)濟(jì)增長研究

鄧俊榮，王美

（ 西安電子科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710071 ）

經(jīng)濟(jì)增長本質(zhì)上是不斷突破邊際收益遞減尋求收益遞增的過程。本文從報(bào)酬遞增視角分層研究人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及多變量回歸等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究方法對(duì)我國1990-2012 年異質(zhì)型人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：（1）“報(bào)酬遞減”人力資本是作為直接的生產(chǎn)投入要素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；（2）“報(bào)酬遞增”的研發(fā)人員是通過創(chuàng)新中介促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長從而產(chǎn)生持續(xù)的增長動(dòng)力；（3）“報(bào)酬遞增”的企業(yè)家通過引入“報(bào)酬遞增”的研發(fā)人員促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長從而產(chǎn)生“報(bào)酬遞增”的增長規(guī)律。因此，培養(yǎng)研發(fā)人員和企業(yè)家是我國經(jīng)濟(jì)增長與轉(zhuǎn)型的必然之路。

異質(zhì)型人力資本；報(bào)酬遞增；經(jīng)濟(jì)增長

一、文獻(xiàn)綜述

隨著新古典“報(bào)酬遞減”經(jīng)濟(jì)增長模型對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長解釋力的弱化，新經(jīng)濟(jì)增長理論“報(bào)酬遞增”經(jīng)濟(jì)增長理論逐漸引起重視?！皥?bào)酬遞增”的源泉是教育、邊干邊學(xué)和人力資本。因此，從20世紀(jì)60年代以來，對(duì)人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究成為熱點(diǎn)。宇澤模型假定社會(huì)資源以一定的比例配置到教育部門，教育部門的生產(chǎn)函數(shù)具有規(guī)模報(bào)酬不變的性質(zhì)，然后教育部門通過其對(duì)生產(chǎn)部門技術(shù)水平的影響來間接影響產(chǎn)出[1]。Nelson把人力資本視為技術(shù)創(chuàng)新或模仿的源泉，并將人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用分為創(chuàng)新知識(shí)（技術(shù)）與加速技術(shù)的吸收、擴(kuò)散兩個(gè)方面，認(rèn)為人力資本主要是通過技術(shù)進(jìn)步這一中介，間接地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用。20世紀(jì)80年代后期，盧卡斯（R.E.Lucas）在宇澤模型的基礎(chǔ)上，假定人力資本的生產(chǎn)技術(shù)與投入該部門的人力資本規(guī)模呈線性關(guān)系，物質(zhì)資本生產(chǎn)部門則在人力資本外部性的作用下顯示收益遞增的現(xiàn)象。Romer提出了“收益遞增”的增長模型，認(rèn)為積累的知識(shí)越多，人力資本的邊際產(chǎn)出率就越高，并指出專業(yè)化的人力資本不僅自身具有收益遞增的特點(diǎn)而且會(huì)使資本和勞動(dòng)等要素的收益遞增。湯向俊通過研究中國改革開放以來的人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，得出由于人力資本本身存在的外部性和人際報(bào)酬遞增的特性，人力資本積累的持續(xù)增加將極大地提高整個(gè)經(jīng)濟(jì)的增長速度[2]。劉智勇等將異質(zhì)性人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制代入模型進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)總量人力資本的尼爾森-費(fèi)爾普斯式作用機(jī)制與聯(lián)合作用機(jī)制得到支持；“初等教育”不通過盧卡斯式作用機(jī)制、尼爾森-費(fèi)爾普斯式作用機(jī)制與聯(lián)合作用機(jī)制促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；而“中等教育”、“高等教育”的尼爾森-費(fèi)爾普斯式作用機(jī)制和聯(lián)合作用機(jī)制得到了證實(shí)[3]。諶潔的研究表明，具有專業(yè)研發(fā)能力和企業(yè)家精神的人力資本，能夠促進(jìn)社會(huì)生產(chǎn)力發(fā)展從而具有報(bào)酬遞增性質(zhì)[4]。陳仲常等研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)人力資本存量高、人力資本離散度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有增長趨同性的主要原因是高等教育的拉動(dòng)[5]。但雷鵬的研究表明，由于我國人力資本積累水平整體較低、人力資源結(jié)構(gòu)分布存在兩級(jí)分化現(xiàn)象，使得人力資本與國民經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系[6]。李政認(rèn)為只有企業(yè)家的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)才是經(jīng)濟(jì)增長的真正動(dòng)力與源泉[7]。景躍軍、劉曉紅在盧卡斯溢出模型的基礎(chǔ)上計(jì)算了我國人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，結(jié)果顯示：在無生產(chǎn)規(guī)模約束的條件下與有生產(chǎn)規(guī)模約束的條件下，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率分別為2.11%、10.95%，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率和影響率均僅次于物質(zhì)資本[8]。吳宇暉，付淳宇基于八大經(jīng)濟(jì)區(qū)省際固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證結(jié)果表明，勞動(dòng)力高等教育水平對(duì)發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有積極影響，高級(jí)人力資本是通過自主創(chuàng)新與模仿創(chuàng)新來提高全要素生產(chǎn)率[9]。

然而國內(nèi)外已有文獻(xiàn)主要側(cè)重于人力資本積累總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響及其作用方式，而忽視了對(duì)不同層次人力資本作用于經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制的研究。此外，不同層次的人力資本究竟會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生“報(bào)酬遞增”還是“報(bào)酬遞減”的影響，也有待于實(shí)證檢驗(yàn)，本文正是從這個(gè)角度出發(fā)，決定在報(bào)酬遞增視角下研究異質(zhì)性人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、報(bào)酬遞增人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制研究

索羅斯旺的新古典主義模型認(rèn)為無論是外生儲(chǔ)蓄率、人口增長速度、技術(shù)水平都只會(huì)對(duì)人均資本增長產(chǎn)生暫時(shí)效應(yīng)，人均增長終將停止[9]。在古典主義生產(chǎn)函數(shù)中私人投入的收益為正且遞減，遵循邊際收益遞減規(guī)律，那么作為直接生產(chǎn)要素投入的人力資本將無法帶來經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。當(dāng)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論發(fā)展到新增長理論階段時(shí)，經(jīng)濟(jì)可以實(shí)現(xiàn)內(nèi)生增長才被提出，而內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長的決定因素，由于任何技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)擴(kuò)散以及技術(shù)應(yīng)用都需要具有一定人力資本的人為載體，因此，從這個(gè)意義上來說，異質(zhì)型人力資本是報(bào)酬遞增和經(jīng)濟(jì)增長的源泉。

另外，人力資本本身還具有收益遞增，因?yàn)槿肆Y本存量不僅會(huì)弱化或消除要素收益遞減狀態(tài)，而且其自身對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用還呈現(xiàn)出收益遞增特性。特別是異質(zhì)型人力資本包括研發(fā)人員和企業(yè)家會(huì)通過“內(nèi)部效應(yīng)”與“外部效應(yīng)”產(chǎn)生報(bào)酬遞增[10]。其中，“內(nèi)部效應(yīng)”是指由舒爾茨“正規(guī)或非正規(guī)教育”形成的人力資本產(chǎn)生的，表現(xiàn)為人力資本投資與積累使投資者自身收益遞增的現(xiàn)象，因?yàn)殡S著知識(shí)存量的增長其所蘊(yùn)含的生產(chǎn)能力將呈現(xiàn)倍增的擴(kuò)張趨勢(shì)或質(zhì)的飛躍；“外部效應(yīng)”是指由阿羅“干中學(xué)”形成的人力資本產(chǎn)生的[11]，表現(xiàn)為人力資本投資與積累使其他生產(chǎn)要素的收益遞增的現(xiàn)象，這是由于一種新的知識(shí)或方法在單個(gè)單位企業(yè)或部門的運(yùn)用將很快對(duì)其他企業(yè)或部門產(chǎn)生示范性作用。

經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)本質(zhì)上是不斷突破邊際收益遞減尋求邊際收益遞增的生產(chǎn)要素的過程。因此，從報(bào)酬遞增視角分層研究人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是本文的研究重點(diǎn)。

三、基本模型建立

（一）研究假設(shè)

人力資本作用機(jī)制的差異會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同的效果，結(jié)合前面我們所分析的不同層次人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用方式，本文認(rèn)為：一般人力資本即普通勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生“報(bào)酬遞減”的影響，因?yàn)槠胀▌趧?dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制是作為一種生產(chǎn)要素直接投入到生產(chǎn)，當(dāng)某一種要素的投入超過特定比例時(shí)也會(huì)產(chǎn)生報(bào)酬遞減的規(guī)律，產(chǎn)出就開始下降，經(jīng)濟(jì)增長將無法持續(xù)；異質(zhì)型人力資本中的技術(shù)研發(fā)人員會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生“報(bào)酬遞增”的影響，這是因?yàn)闊o論是技術(shù)創(chuàng)新還是技術(shù)吸收轉(zhuǎn)化都將帶來巨大的技術(shù)進(jìn)步，特別是當(dāng)技術(shù)研發(fā)人員的知識(shí)存量累計(jì)達(dá)到創(chuàng)新時(shí)，往往會(huì)帶來生產(chǎn)方式的重大變革和生產(chǎn)能力的成倍增長，從而為經(jīng)濟(jì)增長提供持續(xù)的增長動(dòng)力；異質(zhì)型人力資本中企業(yè)家將對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生“報(bào)酬遞增”的影響[12]，因?yàn)榫哂衅髽I(yè)家精神的人力資本不僅會(huì)引入高質(zhì)量的研發(fā)人員進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新使勞動(dòng)生產(chǎn)率得到提高，而且能夠通過作為要素投入將自身的管理知識(shí)與經(jīng)驗(yàn)直接作用于生產(chǎn)活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出增長的飛躍，進(jìn)而使得經(jīng)濟(jì)增長長期存在。但這些是否成立，還需要運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。因此，本文將人力資本劃分為“報(bào)酬遞減人力資本”和“報(bào)酬遞增人力資本”，并在此基礎(chǔ)上做出如下假設(shè)：

H1：“報(bào)酬遞減”的一般人力資本是作為生產(chǎn)的直接投入要素促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

H2：“報(bào)酬遞增”的技術(shù)研發(fā)人力資本是通過創(chuàng)新中介使經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生持續(xù)的增長動(dòng)力。

H3：“報(bào)酬遞增”的企業(yè)家人力資本通過自身管理才能的發(fā)揮以及引入研發(fā)人員進(jìn)行創(chuàng)新使經(jīng)濟(jì)不斷增長，從而產(chǎn)生“報(bào)酬遞增”的增長規(guī)律。

（二）模型設(shè)定

模型1：“報(bào)酬遞減”人力資本是作為產(chǎn)出的直接生產(chǎn)要素投入，我們選擇C-D型生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y表示總產(chǎn)出；A>0，是全要素生產(chǎn)率；K代表物質(zhì)資本存量；L表示“報(bào)酬遞減”人力資本即普通的勞動(dòng)力投入；α、β是資本與勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)。為了減少異方差的影響，對(duì)（1）式進(jìn)行對(duì)數(shù)變化得：

模型2：“報(bào)酬遞增”人力資本中研發(fā)人員通過技術(shù)創(chuàng)新影響全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而作用于經(jīng)濟(jì)增長，將異質(zhì)型人力資本視為技術(shù)進(jìn)步的源泉并將其引入到C-D函數(shù)中，即

將（3）式帶入得模型2的最終表達(dá)式：

其中，H1為研發(fā)人力資本的投入，γ表示技術(shù)進(jìn)步對(duì)研發(fā)人力資本的彈性。

模型3：考慮到“報(bào)酬遞增”中企業(yè)家人力資本會(huì)提高勞動(dòng)生產(chǎn)率以及引入研發(fā)人員和創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用，則將模型最終設(shè)為：

其中，H2是作為生產(chǎn)要素的企業(yè)家人力資本投入，δ為產(chǎn)出對(duì)企業(yè)家人力資本的彈性。

（三）指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

1．指標(biāo)選擇

國內(nèi)生產(chǎn)總值是能夠較好地反映一國整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和能力的指標(biāo)，因此，本文采用取自然數(shù)對(duì)數(shù)后的GDP作為衡量我國經(jīng)濟(jì)增長的因變量；將物質(zhì)資本投入、勞動(dòng)力投入和異質(zhì)型人力資本投入取自然數(shù)對(duì)數(shù)后作為模型的自變量。物質(zhì)資本投入采用我國全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額；勞動(dòng)力投入使用就業(yè)人員數(shù)；對(duì)于異質(zhì)型人力資本的度量，一方面由于教育并不能完全決定異質(zhì)性人力資本的形成，他還會(huì)受到干中學(xué)、個(gè)人天賦以及其他社會(huì)因素的影響，另一方面，平均受教育年限具有累加性，勞動(dòng)力總體受教育年限并不能準(zhǔn)確代表異質(zhì)性人力資本水平的高低[13]，所以，本文擬選用科技研發(fā)人員數(shù)量與企業(yè)家人數(shù)來衡量。此外，因?yàn)楫愘|(zhì)型人力資本中研發(fā)人力資本指標(biāo)的衡量由于科技活動(dòng)人員指標(biāo)自2009年起廢止以及企業(yè)家度量缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展人員當(dāng)時(shí)全量指標(biāo)，以上市公司數(shù)量作為對(duì)企業(yè)家人力資本的度量，上市公司數(shù)量越多，社會(huì)中的企業(yè)家人力資本豐度也越高。

2．變量度量

由于本文選取的是各經(jīng)濟(jì)變量1990-2012年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，考慮到數(shù)據(jù)會(huì)隨時(shí)間變動(dòng)而發(fā)生變化，直接采用原始數(shù)據(jù)會(huì)影響變量系數(shù)的準(zhǔn)確性，因此本文以1990年作為不變價(jià)，對(duì)GDP和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)進(jìn)行了平減，消除時(shí)間趨勢(shì)的影響。具體方法如下：

3．?dāng)?shù)據(jù)來源

本文中GDP及各要素投入數(shù)量的原始數(shù)據(jù)均來自中國國家統(tǒng)計(jì)局，其中，研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）人員全時(shí)當(dāng)量指全時(shí)人員數(shù)加非全時(shí)人員按工作量折算為全時(shí)人員數(shù)的總和，單位為萬人年；上市公司數(shù)是在我國境內(nèi)上市公司數(shù)（A、B股），單位為家。此外，由于研究與實(shí)驗(yàn)發(fā)展人員當(dāng)時(shí)全量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)1995年以前缺失，因此我們對(duì)模型1使用1990-2012年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，而模型2、3采用從1995-2012的回歸統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

由于模型1、2、3中選用的均是經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，因此，必須進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)方法，帶有滯后階數(shù)采用SIC最小準(zhǔn)則來確定，檢驗(yàn)結(jié)果見下表：

表1：模型1各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：C、T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。

表2：模型2、3中各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：C、T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

從模型1各變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，不變價(jià)GDP不用差分就是平穩(wěn)時(shí)間序列，不變價(jià)固定資產(chǎn)投資額和就業(yè)人數(shù)均是二階單整時(shí)間序列，為此，必須對(duì)模型1中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明，殘差序列在1%的顯著性水平是平穩(wěn)的（表4），說明這些變量的線性組合是平穩(wěn)的，變量序列間具有協(xié)整關(guān)系，從而可以對(duì)模型1的回歸是有意義的。

表3：模型1殘差序列的ADF檢驗(yàn)情況表

注：C、T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。

通過分析模型2、3中各變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以得出：不變價(jià)GDP和不變價(jià)固定資產(chǎn)投資是二階單整時(shí)間序列，就業(yè)人數(shù)本身就是平穩(wěn)時(shí)間序列即零階單整，技術(shù)研發(fā)人力資本和企業(yè)家人力資本為一階單整時(shí)間序列，滿足多變量協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件，為此，我們對(duì)模型2、3中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，模型2、3的殘差序列在1%的顯著性水平都是平穩(wěn)的（表5、表6），說明在這兩個(gè)模型中變量的線性組合是平穩(wěn)的，變量序列間具有協(xié)整關(guān)系，因此，可以對(duì)模型2、3進(jìn)行回歸。

表4：模型2殘差序列的ADF檢驗(yàn)情況表

注：C、T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。

表5：模型3殘差序列的ADF檢驗(yàn)情況表

注：C、T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，K表示滯后階數(shù)。

（三）無生產(chǎn)規(guī)模約束的方程擬合結(jié)果及解釋

1．模型1 無約束回歸：

lnY=-33.795+0.451lnK+3.595lnL

T= （-10.96） （29.33） （12.44）

P值= （0.00） （0.00） （0.00）

R2=0.9990 R2=0.9989 F=9618.61 D.W=1.08

從回歸結(jié)果來看，模型擬合效果很好，可決系數(shù)達(dá)0.9990，調(diào)整后的判定系數(shù)也達(dá)到0.9989，說明物質(zhì)資本與一般人力資本對(duì)產(chǎn)出的解釋程度非常高；F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值F（2，20）=2.59，因此，拒絕所有自變量系數(shù)的估計(jì)量為零的原假設(shè)，F(xiàn)檢驗(yàn)通過；常數(shù)項(xiàng)和各自變量的彈性系數(shù)p值在1%的顯著性水平下通過t檢驗(yàn)。其中，α+β>1，說明規(guī)模報(bào)酬遞增。

2．模型2 回歸結(jié)果：

lnY=-34.131+0.198lnH1+0.333lnK+3.649lnL

T= （-7.18） （5.89） （8.21） （2.52）

P值= （0.00） （0.00） （0.00） （0.02）

R2=0.9989 R2=0.9986 F=4145.67 D.W=1.91

從0.9986的調(diào)整后復(fù)相關(guān)系數(shù)可以看出模型的回歸結(jié)果非常好，說明在引入技術(shù)研發(fā)人力資本后，自變量對(duì)因變量的解釋程度依然很高；F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于臨界值F（3，14）=2.52，多元回歸的總顯著性檢驗(yàn)通過；解釋變量的偏回歸系數(shù)T值都很大，并且在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；查D.W檢驗(yàn)表得到，觀測(cè)值為18，待估參數(shù)為4的D.W上下界=0.82，=1.97，1，說明規(guī)模報(bào)酬遞增。

3．模型3 無約束回歸：

lnY=-21.602+0.377lnH1+2.473lnH2+0.143lnK+0.065lnL

T= （-2.58） （6.47） （3.15） （1.80） （1.76）

P值= （0.00） （0.00） （0.00） （0.09） （0.10）

R2=0.9991 R2=0.9988 F=3577.91 D.W=2.062

回歸結(jié)果表明，模型擬合優(yōu)度達(dá)0.9988，說明引入異質(zhì)型人力資本后回歸方程對(duì)因變量的解釋程度很高；F>F（4，13）=2.43，模型的整體顯著性檢驗(yàn)通過；截距項(xiàng)和影響變量的T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量較大，并且在10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)；查D.W檢驗(yàn)表得到，觀測(cè)值為18，待估參數(shù)為5的D.W上下界=0.71，=2.06，

（四）施加規(guī)模報(bào)酬不變（α+β=1）約束的函數(shù)擬合結(jié)果

為了檢驗(yàn)異質(zhì)型人力資本帶來的規(guī)模報(bào)酬遞增是否顯著，以及一般人力資本擬合的報(bào)酬遞增是否顯著，現(xiàn)對(duì)模型1、2、3進(jìn)行受約束的最小二乘回歸，約束條件為α+β=1，即β=1-α。

1．將約束條件代入模型1得：

通過變換得：

將各變量數(shù)據(jù)代入，得到如下結(jié)果：

T = （24.04） （48.59）

P值= （0.00） （0.00）

R2=0.9912 R2=0.9908

為了比較無約束的和受約束的兩個(gè)最小二乘回歸，得到約束條件的真實(shí)性，我們通過以下的F檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證：

其中，RSS'為受約束的殘差平方和，RSS是不受約束的殘差平方和，n表示樣本容量，k表示待估參數(shù)個(gè)數(shù)，m為約束條件個(gè)數(shù)。

此F值服從分子自由度為1和分母自由度為20的F分布，查表后發(fā)現(xiàn)，即使在10%的顯著性水平下（F1，20=2.97），這個(gè)F值仍不顯著。于是我們得出結(jié)論，一般人力資本即普通勞動(dòng)力在樣本期內(nèi)可能仍只具有規(guī)模報(bào)酬不變的特征，因此，對(duì)于一般人力資本應(yīng)采用（7）式中給出的有約束的回歸。此回歸結(jié)果表明，若資本勞動(dòng)比提高1%，則勞動(dòng)生產(chǎn)率平均上升0.6%，由此，我們也就證明出基本假設(shè)H1成立。

2．將約束施加到模型2得：

將數(shù)據(jù)代入，擬合結(jié)果如下：

T = （17.72） （8.75） （-1.08）

P值= （0.00） （0.00） （0.30）

R2=0.9939 R2=0.9931

同理，為了比較無約束的和受約束的兩個(gè)最小二乘回歸，得到約束條件的真實(shí)性，我們使用以下的F檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證：

其中，R2為無約束擬合優(yōu)度，R2'是受約束擬合優(yōu)度，n表示樣本容量，k表示待估參數(shù)個(gè)數(shù)，m為約束條件個(gè)數(shù)。

此F值服從分子自由度為1和分母自由度為14的F分布，查表后發(fā)現(xiàn)，在1%的顯著性水平下F>F1，14=8.86， F統(tǒng)計(jì)量非常顯著。于是我們得出結(jié)論，異質(zhì)型人力資本中的技術(shù)研發(fā)人力資本在樣本期內(nèi)具有顯著地規(guī)模報(bào)酬遞增特征。因此，我們可以通過模型2的對(duì)技術(shù)研發(fā)人力資本的產(chǎn)出作用加以解釋，即技術(shù)進(jìn)步對(duì)技術(shù)研發(fā)人力資本的彈性為0.198，在其他要素投入保持不變的條件下技術(shù)研發(fā)人力資本變化1%時(shí)帶來全要素生產(chǎn)率提高0.198%，使得產(chǎn)出的規(guī)模報(bào)酬α+β=3.982>1，從而證實(shí)基本假設(shè)H2成立。

3．同樣，施加了約束條件的模型3如下所示：

回歸結(jié)果如下：

T = （21.89） （10.37） （0.21） （6.33）

P值= （0.00） （0.00） （0.84） （0.00）

R2=0.9984 R2=0.9981

F=[（R2- R2'）/m]/[（1- R2）/（n-k）]=10.11

采用受約束的F檢驗(yàn)法計(jì)算出的F值為10.11，統(tǒng)計(jì)量服從分子自由度為1和分母自由度為13的F分布，并且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)（F>F1，13=9.07），因此，得出結(jié)論，異質(zhì)型人力資本中的企業(yè)家人力資本在樣本期內(nèi)同樣具有規(guī)模報(bào)酬遞增的顯著特征，那么我們就可以使用模型3解釋企業(yè)家人力資本對(duì)產(chǎn)出的影響。模型3的偏回歸系數(shù)表明，產(chǎn)出對(duì)企業(yè)家人力資本的不變彈性系數(shù)為2.473，即企業(yè)家人力資本要素投入每增加1%，會(huì)帶來產(chǎn)出擴(kuò)大2.473%；企業(yè)家人力資本投入的技術(shù)進(jìn)步彈性系數(shù)為0.377，即企業(yè)家人力資本變動(dòng)1%會(huì)引起全要素生產(chǎn)率提高0.377%。產(chǎn)出的彈性系數(shù)之和為3.058，規(guī)模報(bào)酬顯著遞增，基本假設(shè)H3成立。

（五）人力資本對(duì)產(chǎn)出的影響率和貢獻(xiàn)率計(jì)算

在提出的基本假設(shè)得到證實(shí)的基礎(chǔ)上，結(jié)合模型運(yùn)行結(jié)果我們用數(shù)學(xué)方法來計(jì)算不同層次人力資本對(duì)GDP增長的影響率和貢獻(xiàn)率[16]。

1．一般人力資本

對(duì)產(chǎn)出的影響率：

對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率：

2．技術(shù)研發(fā)型人力資本

對(duì)產(chǎn)出的影響率：

對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率：

3．企業(yè)家人力資本

對(duì)產(chǎn)出的影響率：

對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率：

表7：不同層次人力資本對(duì)GDP增長的影響率和貢獻(xiàn)率

五、結(jié)論和政策建議

（一）本文結(jié)論

通過以上分析，我們可以得出如下結(jié)論：

1．一般人力資本作為直接生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響率和貢獻(xiàn)率都很小，并且會(huì)帶來產(chǎn)出規(guī)模報(bào)酬遞減。普通勞動(dòng)力在樣本期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響率只有0.453%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也只有4.6%。在規(guī)模報(bào)酬方面，若資本勞動(dòng)比提高1%，則勞動(dòng)生產(chǎn)率平均上升0.6%。

2．異質(zhì)型人力資本中的技術(shù)研發(fā)人力資本對(duì)產(chǎn)出具有顯著地規(guī)模報(bào)酬遞增特性。由于技術(shù)進(jìn)步對(duì)技術(shù)研發(fā)型人力資本的彈性為19.8%，說明技術(shù)研發(fā)型人力資本能夠明顯提高全要素生產(chǎn)率水平，因此，在其他投入因素不變的條件下會(huì)推動(dòng)產(chǎn)出的規(guī)模報(bào)酬大于1，并使得它對(duì)GDP的影響率和貢獻(xiàn)率較一般人力資本有較大提高，達(dá)1.646%和18.03%。

3．企業(yè)家人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是一般人力資本與技術(shù)研發(fā)人力資本影響作用的綜合，會(huì)帶來規(guī)模報(bào)酬遞增。從企業(yè)家人力資本2.773的產(chǎn)出彈性與技術(shù)進(jìn)步對(duì)企業(yè)家人力資本0.377的彈性，可以看出企業(yè)家人力資本在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和提高產(chǎn)出方面的作用。比較不同層次人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響率和貢獻(xiàn)率可以得出，企業(yè)家人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度和貢獻(xiàn)率是最高的，數(shù)值分別達(dá)到6.92%和75.75%。

（二）政策建議

由結(jié)論可知，如果在物質(zhì)資本投入不變的情況下僅依靠一般人力資本無法保證經(jīng)濟(jì)的長期快速增長，只有依靠積累異質(zhì)型人力資本存量，加大技術(shù)研發(fā)人力資本的投入，加強(qiáng)對(duì)一般人力資本的企業(yè)家精神培養(yǎng)，才是經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)動(dòng)力，才能確保經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。

多渠道開發(fā)和積累異質(zhì)型人力資本存量，歸根到底是以多渠道積累方式促進(jìn)異質(zhì)型人力資本存量的積累速度提升進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。教育、培訓(xùn)、干中學(xué)是增加異質(zhì)型人力資本存量的三大重要途徑，因此，不僅要在已有的義務(wù)教育水平下，大力發(fā)展高等教育，優(yōu)化人才結(jié)構(gòu)，制定人才差異化培養(yǎng)戰(zhàn)略，加強(qiáng)創(chuàng)新能力、自主學(xué)習(xí)能力、專業(yè)化工作能力的培養(yǎng)，著重開發(fā)個(gè)人特殊潛能，而且要?jiǎng)?chuàng)造條件繼續(xù)深化人才培訓(xùn)以及注重在從業(yè)過程中的知識(shí)經(jīng)驗(yàn)積累。此外，還應(yīng)建立健全知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，鼓勵(lì)創(chuàng)新實(shí)驗(yàn)，提高科技成果轉(zhuǎn)化率，吸引國外高精尖端人才的流入，以多元化復(fù)合型人才推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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本文推薦專家：

焦 兵，西安財(cái)經(jīng)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院，教授,研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論與政策。

王益鋒，西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，教授，研究方向：人力資源管理。

Research on Idiosyncratic Human Capital and Economic Growth under the Perspective of Increasing Returns

DENG JUNRONG, WANG MEI

(School of Economics and Management, Xidian University, Xi'an 710071, China)

Economic growth is in nature a process that constantly break through diminishing marginal returns to seek revenue increase. This paper studies the relationship between human capital and economic growth hierarchically from the perspective of increasing returns. Econometric methods including unit root test, cointegration test and multivariate regression are used to empirically test the mechanism of action of idiosyncratic human capital on economic growth during the date from 1990 to 2012. The results show that: (1) "diminishing returns" human capital promotes the economic growth as a direct factor of production inputs; (2) "increasing returns" R & D staff promotes economic growth with the innovation intermediaries. Thereby generating sustained growth momentum; (3) "increasing returns" entrepreneurs promote economic growth through the introduction of "increasing returns" R & D personnel and innovation, resulting in a "increasing returns" growth law. Therefore, cultivating researchers and entrepreneurs is an inevitable road for China's economic growth and transformation.

Idiosyncratic Human Capital; increasing returns; economic growth

C96

A

1008-472X(2015)05-0024-10

2015-04-16

中央高?；緲I(yè)務(wù)科研資助項(xiàng)目(K5051308005）；西安市科協(xié)資助課題(201406)。

鄧俊榮（1973-），女，山西襄汾人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；

王 美（1992-），女，陜西西安人，西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院研究生，研究方向：國民經(jīng)濟(jì)管理。