孟望生，姜 萊

（1.甘肅政法學院 經濟管理學院，蘭州 730070；2.首都經濟貿易大學 雜志總社，北京 100026）

0 引言

眾所周知，在企業(yè)生產中，如果要素投入量之間存在失衡時，理性的生產者會根據(jù)邊際報酬遞減規(guī)律對各要素的投入量進行調整，以使他們達到接近各自最佳投入比例的平衡局面。那么在由無數(shù)企業(yè)和家庭構成的宏觀經濟體中，拋開政策等外部因素的干擾，作為總量投入要素的人力資本和物質資本之間是否也存在向相對平衡的局面自行調整的可能？探討這一問題，將對提升我國未來人力資本增長潛力，促成供給側兩大基礎要素的平衡增長具有重要指導意義。

1 計量模型構建

其中，Hinv表示人均人力資本投資；Pret表示物質資本回報率；Hcap和Pcap分別表示人均人力資本存量和人均物質資本存量；GDP表示人均國內生產總值；Control則表示一系列控制變量；α1、α2、α3、α4、α5分別為各變量的系數(shù)或系數(shù)矩陣，μit為隨即誤差項；下標i、t分別表示對應的省份和年份；符號ln表示給對應變量取對數(shù)。

1.1 基于總量人力資本投資構建的計量模型

本文將物質資本回報率、人力資本與物質資本的存量比、經濟增長水平作為人力資本投資的主要解釋變量建立如下計量分析模型：

1.2 基于各分類人力資本投資構建的計量模型

本文對教育、醫(yī)療保健、培訓等不同類型的投資與物質資本回報率的關系進行分別考察。這不僅是對人力資本投資與物質資本回報率關系的進一步檢驗，而且還能得出各類型人力資本投資與物質資本回報率關系在敏感性上的差異。為此，本文分別建立如下三個計量模型：

其中，式（2）中的Einv表示人均教育投資；式（3）中的Heainv表示人均醫(yī)療保健投資；式（4）中的Tinv表示人均培訓投資；β、γ、η分別表示式（2）、式（3）、式（4）中對應變量的系數(shù)或系數(shù)矩陣，且上述三式中的其余變量和式（1）中含義相同。

2 變量選取與數(shù)據(jù)測度

2.1 變量選取

上述模型中涉及的被解釋變量和主要解釋變量的選取過程，已在模型構建過程中予以說明。在此，僅對模型中可能涉及控制變量Control的選取作如下說明：

第一，制度因素( )Insti。制度因素可能對人力資本投資與各主要解釋變量尤其是物質資本回報率的關系產生影響。一國（或一地區(qū)）的經濟制度中計劃和市場對資源流動和經濟運行調節(jié)作用的強弱，即市場化程度高低可能會對經濟體中的人力資本投資與物質資本回報率及各主要解釋變量的關系產生影響。市場化程度較高的地區(qū)，其物質資本回報率對人力資本投資的影響程度可能較強，反之則反。因此，本文將制度因素作為一個控制變量加入模型。同時，依照魏下海和張建武（2010）的做法，選用“所有制中非國有經濟固定資產投資占全社會固定資產投資的比重”作為制度因素（或地區(qū)市場化經濟制度）的衡量指標。

第二，經濟開放程度( )Open,FDI。王詢和孟望生（2013）的模型推導暗含了封閉經濟條件的假定。雖然經濟開放程度可能主要是通過進出口影響經濟增長進而對人力資本投資水平產生影響，但也不能排除由于開放導致的外資直接投資教育、醫(yī)療、培訓等，以及國內居民到國外（或者國外居民到國內）進行求學、培訓等引起的人力資本投資變動。因此，本文需要適時引入開放程度作為一個控制變量來對其對人力資本投資與物質資本回報率關系的上述影響加以控制。依照慣常做法，選用“外貿進出口總額占國內生產總值的比重（對應Open）”或“外商直接投資額占國內生產總值的比重（對應FDI）”作為經濟開放程度的衡量指標。

第三，城鎮(zhèn)化程度(Urb)。由于戶籍制度等歷史原因，我國（和各?。╅L期以來存在較為嚴重的城鄉(xiāng)二元經濟結構。這兩種不同性質的經濟結構和與其對應的城鎮(zhèn)和農村人口、城鄉(xiāng)教育資源的差異等，均可能對人力資本投資產生影響。而這些因素在理論模型推導中均被簡化——即經濟體中的行為人同質、經濟結構單一且均勻等。鑒于此，本文需引入反映城鄉(xiāng)差異的變量——城鎮(zhèn)化程度來對其影響加以控制，具體選用“非農人口占總人口的比重”作為城鎮(zhèn)化程度的衡量指標。

第四，人口增長率( )Popugrow。王詢和孟望生（2013）在理論模型推導中還假定：人口數(shù)量保持不變，即人口增長率為零，勞動力的增長是通過人力資本投資致使勞動質量的提高轉化而來?，F(xiàn)實經濟中，我國總體及各個省的人口增長率處于不斷變化之中且省與省之間的人口增長率也存在較大差異。在以往學者如戴蒙德（Diamond,1965）等的模型中，均視勞動力增長率與人口增長率為同一概念。因此，人口增長率也會成為地區(qū)勞動力增長率變化的影響因素，進而影響人力資本投資水平。鑒于此，本文引入人口增長率來對此影響加以控制。

2.2 數(shù)據(jù)測度

首先，作為核心解釋變量的物質資本回報率和物質資本存量，其指標數(shù)據(jù)需要利用基礎數(shù)據(jù)進行測度。測度過程和方法參考孟望生和林軍（2015）的做法，具體為：首先利用永續(xù)盤存法計算出樣本期內各省的物質資本存量；然后以物質資本存量的計算結果為基礎，通過柯布-道格拉斯生產函數(shù)的假設計算出對應的物質資本回報率。

其次，作為另一核心解釋變量的人力資本存量，其指標數(shù)據(jù)也需要利用基礎數(shù)據(jù)測度獲得。為了保證與物質資本在量綱上的可比一致性，本文采用的成本法下的永續(xù)盤存技術來對各省級地區(qū)對應時期的人力資本存量進行測度。具體測度過程和方法見孟望生和王詢（2014）。

最后，本文的研究建立在以我國大陸31個省級地區(qū)1996—2015年構成的面板數(shù)據(jù)為樣本的基礎上。除非特別說明，所需變量的衡量與測度所使用的基礎數(shù)據(jù)來源均為《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。另外，由于統(tǒng)計資料的限制，本文將省區(qū)中的臺灣、香港和澳門排除在樣本之外；對于西藏部分年份的缺失數(shù)據(jù)，采用前后相鄰年份數(shù)據(jù)對其進行擬合處理；1996年重慶數(shù)據(jù)通過1997年四川和重慶數(shù)據(jù)進行同比例擬合。各變量指標的基本統(tǒng)計信息顯示其滿足實證分析條件。

3 全國回歸結果與討論

運用全國省級地區(qū)數(shù)據(jù)進行回歸的結果見下頁表1和表2。其中表1分別為以總量人力資本投資和教育投資為被解釋變量的回歸結果，表2分別為以醫(yī)療保健和培訓投資為被解釋變量的回歸結果。

第一，人力資本投資與物質資本回報率呈反向變化關系。不論是總量人力資本投資還是各分類（教育、醫(yī)療保健以及培訓）人力資本投資，其對物質資本回報率的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下（lnHinv回歸中的模型（3）除外）為負?？梢?，人力資本投資與物質資本回報率呈現(xiàn)顯著反向變化關系。這說明，經濟中的家庭及企業(yè)部門等微觀個體根據(jù)物質資本回報率變化所進行的投資調整會使得整個經濟體中人力資本投資與物質資本回報率呈反向變化關系。此結果很好的印證和支持了王詢和孟望生（2013）利用拓展世代交疊模型得出的理論假說。

第二，我國經濟中有關人力資本投資的不同類型對物質資本回報率變化的反應敏感性存在差異。進一步分析物質資本回報率對各分類型人力資本投資的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)：醫(yī)療保健投資的系數(shù)絕對值最大，為0.827；培訓投資的系數(shù)絕對值居中，為0.814；教育投資的系數(shù)絕對值最小，僅為0.772。這說明，就對物質資本回報率變化反應的敏感性而言，醫(yī)療保健投資的敏感性最強、培訓投資性次之、教育投資最弱。培訓投資的敏感性強于教育投資的可能原因是：就投資主體的逐利性而言，培訓類投資強于教育類投資，而且培訓類投資的回報周期一般要比教育類投資更短，加之在我國培訓類投資支出的私人占比更高，這些均使培訓類投資更容易對市場變化（在此為物質資本回報率變化）做出反應；然而，從投資主體的逐利性和投資支出來源的私人占比來看，醫(yī)療保健投資對物質資本回報率的變化敏感性貌似不應強于培訓類投資；但如果將醫(yī)療保健類投資再進行細分的話（具體細分為醫(yī)療類投資和保健類投資），保健類投資的消費性則具有很強的瞬時變化性，且保健類投資（或應稱為消費）的回報則直接為其投資（消費）本身帶來的瞬時效用?？赡苷沁@種較強的消費特性使的保健類投資，進而使醫(yī)療保健類投資具有比培訓類投資更強的物質資本回報率變化敏感性。

第三，人力資本投資與兩大資本存量的比（即Humcap/Phycap）呈同向變化。除個別不顯著外，兩大資本存量比對各類人力資本投資的回歸系數(shù)均為正說明，現(xiàn)階段我國的人力與物質資本存量比小于經濟所要求的最佳比，具體為：人力資本存量相對于物質資本存量偏少。這一結論與大部分學者的判斷相一致。進一步考察總量和各分類人力資本投資與兩大資本存量比的關系有：人力與物質資本存量比每增加1個單位，人均總體人力資本投資將增加0.354%、教育投資增加0.124%、醫(yī)療保健支出增加0.753%、培訓支出增加0.406%。此結果反映出當前我國的醫(yī)療保健類投資對兩大資本存量比變化的敏感性最強、培訓類投資次之、教育類投資最弱。出現(xiàn)這種敏感性強弱排列關系的原因可能與上文分析相同。

第四，人力資本投資與增長水平呈同向變化關系。由回歸結果可見，考察期內我國的人力資本投資隨經濟同向增長且增幅大于經濟增幅，教育和醫(yī)療保健投資的增速均大于總量人力資本總投資的增速，培訓類投資的增幅不及總投資增幅的一半。導致這一結果的原因可能是：消費一定時，總產出（或個人收入）用于人力和物質兩類資本投資，人力資本投資與產出成同向變化；現(xiàn)階段我國的人力資本相對于物質資本存量過小各部門最優(yōu)決策的結果必定是將收入（新增產出）中更大的比例用于人力資本投資以改變人力資本存量相對過少的局面，因此人力資本投資增幅要大于經濟增長幅度；此外，近幾年來我國財政在教育和醫(yī)療保障投入上的傾斜可能是人力資本投資內部教育和醫(yī)療保障投資增幅遠高于培訓投資的主要原因。

第五，各控制變量在不同分類人力資本投資上的回歸結果存在差異。制度因素對各類人力資本投資的系數(shù)均為正。這說明，現(xiàn)階段經濟的市場化程度對各類人力資本投資均具有促進作用；對外貿易對人力資本投資的作用未表現(xiàn)出一定的確定性；城鎮(zhèn)化程度和人口增長率對人力資本投資的影響分別為正和負。

4 分區(qū)域回歸結果與討論

經濟發(fā)展長期處于區(qū)域失衡狀態(tài)下的我國經濟，其人力資本投資與物質資本回報率的關系勢必在不同的區(qū)域間呈現(xiàn)不同的特征。為對這些特征有個全面的認識，需進一步探究不同區(qū)域內兩大資本存量與其最優(yōu)比例的差距等情況；因此，接下來將對全國樣本進行細分，即分為東、中、西三大區(qū)域，并分別考察不同區(qū)域內人力資本投資與物質資本回報率、人力與物質資本存量比等主要解釋變量的關系。估計結果中，表3為總體和教育投資與各解釋變量的分區(qū)域回歸結果，表4為醫(yī)療保障和培訓投資與各主要解釋變量的分區(qū)域回歸結果。

由表3、表4可知：

第一，不論是對人力資本投資總體，還是對教育、醫(yī)療保健及培訓等分類投資的回歸，東、中、西三大區(qū)域的物質資本回報率系數(shù)均為負，且都至少達到了5%的顯著水平（東部醫(yī)療保健投資和西部的培訓投資除外）。東、中、西三大區(qū)域內，無論是人力資本投資總體，還是如教育、培訓、醫(yī)療保健等分類投資，他們仍與物質資本回報率呈反向關系；并且，他們對物質資本回報率變化反應的敏感度均呈東、中、西依次遞減趨勢。此現(xiàn)象的原因可能是，改革開放等一系列優(yōu)勢政策的率先推行，使得東部區(qū)域在經濟發(fā)展、市場經濟制度及相關體系的建立和完善上獲得先機；先行的政策優(yōu)勢隨經濟發(fā)展進一步放大，使東部地區(qū)擁有更加完善的市場經濟制度和運行機制；完善的市場運行機制和市場化水平反過來使東部區(qū)域的投資主體在面臨物質資本回報率變化時能更有效的在兩大資本投資之間做出調整；這種政策優(yōu)勢轉化成經濟發(fā)展優(yōu)勢，并與人力資本投資長期互動的結果使的東部地區(qū)的人力資本存量水平遠高于中、西部地區(qū)（同王詢和孟望生（2014）的研究結論）；更高的人力資本存量水平會使東部區(qū)域內投資主體的普遍理性水平更高；另外，東部區(qū)域在教育、醫(yī)療保健等方面具有的優(yōu)質服務資源會吸引更多的中西部區(qū)域投資主體選擇在東部區(qū)域進行人力資本投資（如接受教育等）。這些都進一步加強了東部區(qū)域人力資本投資對物質資本回報率變化的敏感性。

表1 人力資本投資總量與教育投資回歸結果

表2 人力資本醫(yī)療保健與培訓投資回歸結果

表3 分區(qū)域人力資本總量與教育投資回歸結果

表4 分地區(qū)人力資本醫(yī)療保健與培訓投資回歸結果

第二，進一步觀察人力資本投資對其兩大資本存量比和經濟增長水平變化反應的地區(qū)差異情況，發(fā)現(xiàn)人力資本投資總體對兩大資本存量比變化的敏感程度在西、中、東地區(qū)依次遞增。這說明，雖然東部地區(qū)在人力和物質資本存量上均超中、西部地區(qū)，但其內部這兩類資本存量的相對差距可能更大。東部地區(qū)改革開放后積累了巨大的天然優(yōu)勢，具有更完善的基礎設施和投資環(huán)境，積累了豐富的物質資本；同時，由于戶籍制度等因素對勞動力流動的限制，使其的人力資本與物質資本水平間的差距進一步拉大。反觀中部和西部區(qū)域，其物質和人力資本存量可能均比較小，在其內部這兩類資本的相對差距可能也更小。人力和物質資本的匹配性可能預示著其相對差距越大，兩者的比與最優(yōu)比之間的差距越大，進而人力資本投資對這種差距的敏感性越強?？疾靸纱筚Y本存量比對各分類人力資本投資的回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)：除西部地區(qū)教育和培訓投資的回歸系數(shù)外，其余各地區(qū)各類型人力資本投資的系數(shù)均顯著為正，且呈現(xiàn)東、中、西依次遞減趨勢。這說明各類型人力資本投資對兩大資本存量比變化的反應敏感程度為東部最強、中部次之、西部最弱。

第三，人力資本投資與經濟增長之間的關系在三大區(qū)域內均顯著為正，且人均國內生產總值系數(shù)的絕對值呈東、中、西依次減小。這說明，經濟增長水平增加人力資本投資的作用上，西、中、東依次遞減。此現(xiàn)象的原因可能與前文全國樣本中的解釋相同。

5 結論及政策含義

王詢和孟望生（2013）在家庭和企業(yè)兩部門經濟體的假定下建立的人力資本投資世代交疊模型分析框架，得出了反映經濟體中人力資本投資與預期物質資本回報率關系呈反向變化關系的理論假說。對此，本文選用中國1996—2015年省級面板數(shù)據(jù)，在對核心變量進行測度的基礎上對人力資本投資與物質資本回報率的關系進行了實證研究。結論如下：

首先，樣本期內我國的人力資本投資與物質資本回報率的確存在反向關系。不論以大陸31個省區(qū)整體構成的樣本為對象進行回歸分析，還是將省區(qū)按東、中、西區(qū)域分成三大樣本進行分別回歸，其結果均顯示人力資本投資與物質資本回報率的反向變化關系。此實證結果很好的印證了王詢和孟望生（2013）的理論研究。與此同時，人力資本投資與物質資本回報率的反向變化關系還從側面說明了作為經濟體兩大總量要素的人力資本和物質資本在積累過程中的互動性。

其次，不同地區(qū)、不同類型的人力資本投資對物質資本回報率變化的反應敏感性存在差異。在分類人力資本投資對物質資本回報率變化的反應敏感性上，醫(yī)療保健投資最為敏感、培訓投資次之、教育投資最弱；分地區(qū)人力資本投資對物資資本回報率變化的敏感性上，不論是人力資本投資總體還是各分類投資，其對物質資本回報率敏感性幾乎均呈現(xiàn)西、中、東依次遞增的趨勢。另外，與物質資本存量相比，我國的人力資本存量相對過??；較兩大資本的最優(yōu)存量比，當前我國的人力資本相對物質資本存量過少，經濟增長仍然更多地依賴物質投資。

最后，不同類型的人力資本投資對經濟增長水平、制度因素、城鎮(zhèn)化程度等控制變量變化的反應不盡相同，且不同地區(qū)內的這種反應也存在差異。經濟增長對人力資本投資具有促進作用，且其對醫(yī)療保健投資促進作用最強、教育投資次之、培訓投資最弱；同時，東部地區(qū)和中、西部地區(qū)間在人力資本投資對增長變化的反應敏感性上存在明顯差異，具體為東部較強，中西部較弱，即東部地區(qū)的經濟主體更愿意將增長成果投向人力資本而中西部地區(qū)則更多地傾向于物質資本。

上述結論的政策含義為：人力資本投資和物質資本回報率呈反向變化關系，人力和物質資本投資在長期內具有相互促進、螺旋上升的規(guī)律。經濟行為主體理性決策的結果會使經濟中的資本流向投資回報率較高的一方（即投資量相對較低的一方）。政府政策的推行和實施應該在疏通人力資本與物質資本流動渠道上多下功夫，盡量減少和避免對兩類投資的指令性（直接）干預。與此同時，醫(yī)療保健、教育、培訓投資等在回報周期上的差異使他們可能面臨不同的投資風險，因此才會出現(xiàn)各類投資對物質資本回報率變化敏感性的差異。政府需要在保持宏觀經濟政策持續(xù)性和穩(wěn)定性的同時，提高對未來勞動力市場需求的預判，以對投資主體的投資進行正確引導，降低教育投資的風險，進而協(xié)調各類人力資本投資對物質資本回報率變化的敏感性。長期以來，主要依靠物質資本推動下快速發(fā)展的我國經濟，現(xiàn)已出現(xiàn)資本投資回報率下降、物質資本投資動力不足的局面，且這種局面在未來較長的時間內可能持續(xù)存在。這正是增進人力資本投資，促進兩類資本更加協(xié)調以提高人力資本增長動力的有利時機。