范琛 鄧宏亮

摘 要：本文運(yùn)用省際動(dòng)態(tài)空間面板模型考察了政府教育投入對(duì)人力資本積累的影響，研究發(fā)現(xiàn)：我國各省教育投入和人力資本分布很不均衡，發(fā)達(dá)地區(qū)和西部地區(qū)勞動(dòng)差異較大。我國省域政府教育投入對(duì)本地區(qū)人力資本的影響既存在著直接效應(yīng)，又存在著空間溢出效應(yīng)，同時(shí)，本期人力資本積累受上期人力資本的影響，呈現(xiàn)一定的慣性。加大政府教育投入有利于促進(jìn)人力資本積累，由于空間溢出效應(yīng)的存在，政府教育投入一方面要發(fā)揮典型地區(qū)的正向輻射作用，另一方面也要兼顧公平，防止效率的損失。

關(guān)鍵詞：政府教育投入;人力資本;動(dòng)態(tài)空間面板模型

1 政府教育投入與人力資本的空間依賴性

全域MoransI檢驗(yàn)顯示（表1），我國省域政府教育投入除2000年、2009年未通過全域MoransI檢驗(yàn)外，其余年份均通過了檢驗(yàn)。我國省域人力資本除2004年未通過全域MoransI檢驗(yàn)外，其余年份均通過了檢驗(yàn)。這在很大程度上說明，我國省域政府教育投入、人力資本存在著顯著的空間正依賴性特征。

2 政府教育投入對(duì)人力資本積累的影響——基于省際動(dòng)態(tài)空間面板計(jì)量模型

2.1 動(dòng)態(tài)空間滯后面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

如果本地區(qū)人力資本積累水平受鄰近地區(qū)人力資本水平以及本地區(qū)人力資本水平滯后項(xiàng)的影響，則需要使用動(dòng)態(tài)空間滯后面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。其模型如下：

其中，表示I地區(qū)t期的人力資本積累水平，表示I地區(qū)t期的政府教育投入，表示I地區(qū)t期的適齡人口規(guī)模。為滯后項(xiàng)，為滯后系數(shù)，表示鄰近地區(qū)對(duì)本地區(qū)的影響。為空間權(quán)重矩陣。

2.2 動(dòng)態(tài)空間誤差面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

如果本地區(qū)人力資本水平取決于觀察到的一組局域特征及忽略掉的空間上相關(guān)的一些重要變量（誤差項(xiàng)），以及本地區(qū)人力資本水平滯后項(xiàng)的影響，這就需要使用動(dòng)態(tài)空間誤差面板數(shù)據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。其模型如下：

其中，為空間誤差項(xiàng)，為空間誤差系數(shù)。

2.3 動(dòng)態(tài)空間杜賓面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

如果本地區(qū)人力資本水平除了受鄰近地區(qū)的人力資本水平以及本地區(qū)人力資本水平滯后項(xiàng)的影響外，還受鄰近地區(qū)的其他因素的影響，則需要使用動(dòng)態(tài)空間杜賓面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。其模型如下：

2.4 模型檢驗(yàn)

模型檢驗(yàn)的結(jié)果如表2所示。

（一）LM（lag）和R-LM（lag）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，而LM（error）和R-LM（error）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都沒有通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)。因此，本文選擇空間滯后動(dòng)態(tài)面板比空間誤差動(dòng)態(tài)面板進(jìn)行估計(jì)更為合適。

（二）從表2可以看出，Wald、LR都沒有通過10%的顯著性水平檢驗(yàn)，且空間固定動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型（可決系數(shù)為0.9766），比時(shí)期固定效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型（可決系數(shù)為0.9316）效果要好，因此，本文擬選擇空間滯后動(dòng)態(tài)面板模型的空間固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)。同時(shí)，考慮到空間溢出效應(yīng)，本文又選擇模型空間杜賓動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行檢驗(yàn)和估計(jì)。

（三）從表2模型1（空間固定效應(yīng)）發(fā)現(xiàn)：

第一，各解釋變量系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。且我國省域政府教育投入、適齡人口對(duì)本地區(qū)人力資本的直接效應(yīng)分別為0.1563、0.1799，表示政府教育投入、適齡人口每變動(dòng)1%，可引起本地區(qū)人力資本同方向變動(dòng)0.1563%、0.1799%。同時(shí)，本期人力資本受上期的人力資本的影響，且具有0.7012的慣性。

第二，=0.1488，表明，本省域人力資本變化1%，能引起鄰近省域人力資本同方向變化0.1488%。也就是說，能產(chǎn)生0.1488的空間溢出效應(yīng)。

（四）由表2模型2（空間固定效應(yīng)）可以發(fā)現(xiàn)：

政府教育投入、適齡人口分別產(chǎn)生了0.0923、0.1214的空間溢出效應(yīng)。以上充分說明，在考察政府教育投入對(duì)人力資本積累的影響時(shí)，如果忽略掉其空間效應(yīng)的存在，其結(jié)果必將是有偏估計(jì)。

3 結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

（一）莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)顯示，我國省域政府教育投入除2000年、2009年未通過全域MoransI檢驗(yàn)外，其余年份均通過了檢驗(yàn)。我國省域人力資本除2004年未通過全域MoransI檢驗(yàn)外，其余年份均通過了檢驗(yàn)。這在很大程度說明，我國省域政府教育投入和人力資本存在著顯著的空間正依賴性特征。

（二）我國省域政府教育投入對(duì)本地區(qū)人力資本的直接效應(yīng)為0.1563，表示政府教育投入每變動(dòng)1%，可引起本地區(qū)人力資本同方向變動(dòng)0.1563%。同時(shí)，本期人力資本受上期的人力資本的影響，且具有0.7012的慣性。政府教育投入產(chǎn)生了0.0923的空間溢出效應(yīng)。以上充分說明，在考察政府教育投入對(duì)人力資本積累的影響時(shí)，如果忽略掉其空間效應(yīng)的存在，其結(jié)果必將是有偏估計(jì)。

3.2 政策建議

（一）政府教育投入是通過“人力資本積累”這一中間變量對(duì)“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”產(chǎn)生影響的，即政府教育投入積累了人力資本，人力資本要素促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，人力資本積累是教育的產(chǎn)出，因此加大政府教育投入有利于促進(jìn)人力資本積累，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

（二）由于政府教育投入對(duì)人力資本積累的影響存在著空間效應(yīng)，因此，一是要充分發(fā)揮典型地區(qū)對(duì)周圍地區(qū)的積極影響，加大對(duì)典型地區(qū)的政府教育投入，發(fā)揮其對(duì)周圍地區(qū)的正向輻射作用，促進(jìn)周圍地區(qū)人力資本的積累。二是為了防止典型地區(qū)效率損失，各省政府教育投入還應(yīng)兼顧公平，以防止典型地區(qū)人力資本的流失。

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