资本形成、内生技术进步与中国经济持续增长——基于资本产出比视角的实证研究，本文主要内容关键词为：资本论文,中国经济论文,技术进步论文,视角论文,持续增长论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
面对中国经济增长的现状，一些学者产生了高速增长不具有持续性的担虑，其中以 Krugman、Young以及国内的张军最具代表性。Krugman和Young(1994)通过对东亚经济的研究，得出了依赖投入推动的“过度工业化”的增长方式不是可以长期维持下去的结论。张军 (2002)借助Solow和Dension的基本方法进行实证研究，认为资本的过快积累引起了资本收益率的下降从而导致的“资本深化”的过程，表现在资本产出比不断上升，使得中国经济增长“不具备持续的动态改进的力量”。但他们的研究忽略了经济增长中的内生力量，都是建立在外生技术进步的新古典增长模型的基础之上。
还有一些学者开始着手探讨已有增长模式的合理性，寻找造成这种增长模式的原因以及存在的问题。以社科院经济所宏观课题组的系列文章为代表的观点认为，高增长依然是合理的，但由于存在制度障碍导致了一些问题，比如制度性的投资饥渴使“经济过热”导致波动等。王小鲁和樊纲等人(2000)研究和评价了中国改革20多年来经济增长的整体状况，分析制约经济增长的内外部因素，从而对中国保持经济持续增长的可能性做出了判断，其中强调了“高储蓄和高投资是推动经济增长的重要因素”，同时指出了结构配置优化，“资本形成效率的提高对增长有重要贡献”。沈坤荣、孙文杰(2004)从金融发展的视角探讨资本形成质量较低的原因以及金融发展对经济长期增长的影响，指出投资效率低下，进而全要素生产率不高是影响经济波动的重要因素。总体来说，这些研究无论是从制度因素、结构化变革还是从金融深化、投资效率等角度来发掘问题，主要研究的都是通过一切手段提高资本形成进而推动经济长期增长。
当然，也有相当多的研究开始从提高资本形成以外的角度对中国经济的持续增长做出了有益的探讨。沈坤荣(1997)从阐述传统经济增长理论的局限性角度，介绍了人力资本概念及其对经济增长的影响，尤其是专业化的人力资本积累对经济长期增长的决定性作用。邹薇和代谦(2004)在他们的文章中提出，如果发展中国家在资本积累过程中同时注意人力资本水平的提高，再逐步提高本国人力资本储蓄率，发展中国家就有可能打破物质资本越积越少的怪圈，实现比发达国家更快的经济增长。李扬和殷剑峰(2005)从中国劳动力转移过程中的高储蓄和高投资角度对资本深化过程中的中国经济持续增长作出了回应。他们认为，劳动力的持续转移是中国20多年来经济增长的核心机制，进而认为资本产出比和TFP在衡量这种劳动力转移推动的经济增长绩效上并不具有特别意义。汤向俊(2005)指出，由于存在人力资本的外部性，伴随着我国人力资本存量的不断提高，必然会导致人均物质资本的上升，而这种人均物质资本和资本产出比的上升由于人力资本边际报酬递增的作用，将使整个经济具有可持续的增长。他们的研究都丰富了我们对中国经济增长的全面认识。
作者试图通过本文把高投资率和资本形成以及人力资本在中国经济增长过程中的作用描绘出来，从内生增长理论的模型出发，寻找出能够促进中国经济持续增长的源泉——来自内生的人力资本积累和自主创新的研究开发能力，而本文检验这些物质资本要素和人力资本要素是否可以带来持续的经济增长的一个重要依据就是观察这些要素是否可以带来资本产出比的下降趋势以致最终长期维持稳定和下降的动态模式。
本文共分四大部分：第一部分引言；第二部分在新古典增长理论和内生增长理论两种不同的范式下进行理论分析；第三部分通过实证对影响中国的资本产出比的因素进行计量检验和分析；第四部分是文章的结语，并给出了一些政策建议。
二、理论与实证分析
由于本文选取的衡量中国经济增长质量和效率的指标是资本产出比，而在不同的理论模型中影响资本产出比的因素并不相同。所以，首先本文将比较一下新古典增长模型和内生增长模型中资本产出比的动态变化路径。
（一）新古典增长理论的Solow模型
g为外生给定的技术变化率
。ρ为主观贴现率；θ为相对风险规避系数。
（二）内生增长理论的Romer模型
需要注意的是这里的技术进步率g是内生决定的，而不是外生决定的：g=δH[,A]。H[,A]是研究中使用的人力资本，δ是研究部门的设计产出率。
在均衡的增长路径上，Solow模型中的资本产出比是恒定不变的常数。而Romer模型中，知识积累是经济增长的主要源泉，经济增长率和人力资本的投入以及现有的知识存量紧密相关。内生决定的技术进步率在模型中被假设为g=δH[,A]，也就是在罗默模型中的内生技术变化源于人们有意识的投资，具体来说，人力资本存量，尤其是研究部门的人力资本存量的递增，将引起经济更快的增长，从而导致资本产出比的不断下降。
（三）计量模型
无论是在Solow模型中还是在Romer模型中，资本产出比都和资本份额有着天然的联系，这体现在表达式(1)中的K/Y与α相关，表达式(2)中的K/Y与γ相关。从理论上讲，资本在产出中所占的份额越大，资本产出比越高。所以预测投资率将是影响资本产出比的一个关键变量。(1)式和(2)式的K/Y都还和技术进步率g相关，不同的是，(1)式中的g是外生给定的，而(2)式中的g是内生决定的，与人力资本的投入（尤其是投入到研究部门中的人力资本）紧密相关。根据内生增长理论，人力资本以及投入到研究开发部门中的人力资本的提高将促进内生技术进步，从而使资本产出比趋于下降，所以这里把人力资本增长率和研究开发部门的人力资本也视为解释变量，纳入到对资本产出比的回归方程中去。
一国的资本产出比除了受上述投资率以及人力资本存量的影响外，还受到其他方面因素的综合影响。为此，本文在计量模型中加入控制变量来反映这些因素的作用，从而改进拟合优度。本文选取的控制变量包括：
(1)FDI，它可以用来衡量一个国家利用外资加速资本形成以及融入国际经济的程度。
(2)L，按照一般生产函数的假定，资本不变的情况下，劳动人口的增加能影响资本产出比。
(3)D，虚拟变量，中国经济转轨可能存在“增量改革”和“资本深化”两阶段的事实，投资率在这两个阶段很可能起着完全不同的作用，所以引入虚拟变量进行分阶段分析。
所以我们初步建立如下计量模型：
其中，K/Y表示资本产出比；H表示人力资本增长率，初步估计其系数为负；RD表示研究开发部门的人力资本，初步估计其系数a[2]为负；I表示投资率，初步估计其系数为正；u是随机扰动项，在一定程度上体现了其他因素对资本产出比的影响。
（四）基础数据
本文采用的是1978-2004年的时间序列数据进行实证分析。
1.资本产出比K/Y
(1)物质资本存量K的核算
本文对资本存量的核算主要采取永续盘存法。对资本存量的衡量关键在于确定以下四个方面的值：基年资本存量、固定资产投资价格指数、当年投资额和折旧。
鉴于本文设1978年为基年，通过Gregory Chow(1993)估计可知，固定资产的积累指数在 1952至1978年间将基本保持不变，所以直接采用1978年年末的资本存量值作为初始资本值。关于固定资产价格指数，本文以Hsueh和Li(1999)1978-1995年的数据进行核算，其中 1995年的投资递减指数就设为100，对于1995年以后的数据，本文采用统计年鉴上的数据进行调整。名义固定资产投资1980-2004年的数据来自相应年份的《中国统计年鉴》，对于 1979年的数据采用1980年与1981年的平均值，然后减去1981年与1980年的差额得到。本文折旧的核算采用5%的折旧率。
将四个关键值确定下来以后，本文利用下式计算出实际物质资本存量的序列：
实际物质资本存量＝（本年名义投资额＋本年存货增加值）／本年投资递减指数＋上一年实际物质资本存量×（1－折旧率）
(2)实际产出Y的核算
本文中的名义GDP的数据来自于相应年份的《中国统计年鉴》，GDP递减指数1978- 1999年的数据时来自上述王岩和姚玉栋文章的附录中(Hsueh,Li,1999)计算的结果，2000 -2004年的数据是用相应年份的中国居民消费物价指数计算而得。
(3)资本产出比
依据本文研究的物质资本和产出量，我们计算出资本产出比的时间序列。有很多研究人员曾经计算过中国的资本产出比，结果都不尽相同。为了对本文计算出的资本产出比的可靠性进行检验，作者把本文计算出的资本产出比与张军(2002)研究结果做了比较分析。
结果发现，两者估算的资本产出比率的变动趋势基本一致，张军(2002)测算的资本产出比较高，这是因为张军在测算资本存量时忽略了折旧因素，将会导致资本存量的过高估计。1978年以后我国的资本产出比呈现出逐年下降的态势，本文计算的资本产出比从1993年就结束下降的过程开始上升，而张军计算的资本产出比从1995年开始扭转趋势。张军的数据是到 1998年止的，所以他计算的资本产出比并没有呈现出上升之后的回落过程，本文的计算显示，在1998年以后，中国的资本产出比又经历了轻微下降的过程，但是变动是明显趋缓。1978- 1992年间，除1989年和1990年外，中国的资本产出比一直在下降。这一时期可用“增量改革”来解释，林毅夫等(1994)认为，中国经济改革存在明显的“增量”特征，新增加的资源或收入按市场信号进行配置并从边际对被扭曲的经济结构进行修正，从而改善资源的配置效率，实现产出的增长。但是，配置效率的改进在以“增量改革”为特征的经济转轨初期可能推动经济的增长，但它可能最终导致资本深化的过程，提高资本产出比，从而降低产出增长率（张军， 2002）。张军是依据1994年后的资本产出比上升做出这一判断的。而本文计算的资本产出比由于更早的体现了上升的过程，似乎更早预示了资本深化的过程。事实上，根据张军(2002)的估算，衡量经济增长效率的另一重要指标“全要素生产率”的增长也是大约在1992年以后出现了显著的恶化。
本文的研究在1998年之后资本产出比有轻微的下降趋势，究其原因，可能是由于近些年公共教育支出的增加，所导致的人力资本的提升效应以及人力资本要素在经济发展中作用逐步体现。本文的数据基本上和所观察到的事实相吻合，可以认为数据还是相当可靠的。
2.人力资本增长率H
本文所以采用人力资本增长率的指标而不直接采用人力资本存量的指标原因主要有两个：首先，改革开放以来，中国的人力资本存量，伴随着劳动力人数的增加，毋庸置疑，是逐年增加的，而人力资本的增长率，却在不同的年份显示了不同的增长速度，反映了中国人力资本积累的快慢程度，所以作者认为，人力资本增长率在衡量中国经济增长质量尤其是在内生因素方面更为可靠；其次，人力资本存量的度量有不少种方法，利用不同的方法算出的绝对数值并不相等，但利用相对数值的话，可靠性就会提高。
要计算人力资本的增长率，首先就要计算人力资本存量，鉴于本文的研究目的，只研究从业人员的人力资本存量，利用的是受教育年限累积法，通过从业人员的受教育结构来计算人力资本存量。在核算人力资本存量的过程中，我们将从业人员分为文盲与半文盲、小学、初中、高中、大专、大学（本科及研究生）人员。对文盲与半文盲、小学、初中、高中、大专、大学人员的学制，假定分别为2、6、3、3、2.5、4年。关于从业人员中文盲与半文盲、小学、初中、高中、大专、大学人员的结构比率数据，1978至1998年间来自王金营用模型核算的结果，其余各年除了2000年外都来自各年劳动统计年鉴，由于2000年的数据缺失，2000年的数据采用的1999年与 2001年的平均值。然后利用计算式：
i=1、2、3、4、5、6分别表示文盲半文盲、小学、初中、高中、大学专科和大学本科以上；其中，H[,t]为t年的人力资本总量，HE[,it]为t年第i学历层次的劳动力人数，h[,i]为第i学历水平的受教育年限。计算的关键还要确定λ值，也就是受教育年限每增加一年所带来的边际人力资本的增量，本文对中国的λ值选取为10%。
3.研究开发部门的人力资本RD
从理论意义上讲，在内生技术进步的增长中，递增的研究开发部门的人力资本存量会导致资本产出比的下降，所以RD将是本文非常关键的一个观察和研究变量。
本文采用历年统计年鉴中“科学研究和综合技术服务业职工人数”①这一项数据来衡量研究开发部门的人力资本。这是因为该项数据的变化可以较好的反映研究开发部门的人力资本的变化。随着科学研究和综合技术服务业职工人数的上升，可以说研究开发部门的人力资本也上升了，当然，这里暗含的假设是每个研究开发人员具有近乎相同的人力资本。
4.投资率I
投资率是利用历年的名义固定资产投资比上名义GDP计算得出的，该指标反映了中国经济在物质资本投入上的一个状况。同上文的方法一样，名义固定资产投资1980-2004年的数据来自相应年份的《中国统计年鉴》，对于1979年的数据采用1980年与1981年的平均值，然后减去1981年与1980年的差额得到，同理估算出1978年的数据。
5.外商直接投资FDI
我们用外商直接投资占GDP的比重来计算。1983-2004年的数据来自历年的统计年鉴，对于1979-1982年的数据，由于只知道这几年的外商直接投资总量，本文将其视为按年度的等差数列估算而出，同理，利用1979年和1980年的数据推算出1978年可能的值。
6.劳动人口增长率L
劳动人口增长率是利用统计年鉴中的每年度的就业人数计算而出。
7.虚拟变量D[,t]
本文的资本产出比是从1993年开始由下降趋势转为上升趋势的。为了确定资本产出比具体的转折点，利用Chow检验法，首先建立对数形式的回归方程：LnY[,t]=a+bLnK[,t]，然后利用Eviews软件进行Chow检验，输入我们预期的转折点日期1992年，检验统计结果显示F值为0.42，F检验和LRx[2]检验都在10%的水平上无法拒绝原假设：1992年是转折点。所以可以认为该年是资本影响产出的一个转折点，本文就选择1992年为分界点。
所以我们考虑一个虚拟变量D[,t]，有：
D[,t]=1t≤1992
D[,t]=0t＞1992
（五）计量分析
1.对各变量的单位根检验
各变量ADF单位根检验结果如表1所示。从检验结果看，各变量水平值均接受单位根假设，但是所有变量的一阶差分都在10%的显著性水平上平稳。可见，不能直接依据*式建立计量模型，而是应采用协整与误差修正模型。
2.协整模型
我们采用OLS法对上述变量进行回归，在回归分析时，为了观察各解释变量和控制变量对因变量的影响，采取逐步引入控制变量法。计量结果参见表2。
从表2中，我们看到，在没有控制变量和虚拟变量的情况下，方程(1)中投资率的系数为负，它的t统计量也很不显著，几乎无法拒绝系数为零的原假设，这说明从长期来看（不考虑断点的情况下），投资率对资本产出比几乎没有显著的效应，而RD的系数显著为负，所以可以认为内生增长模型在解释中国经济的长期表现时比新古典模型更为有效，而资本从长期来看几乎对增长绩效不发生作用。如前文所分析的，由于中国经济转轨可能存在“增量改革”和“资本深化”两阶段的事实，需要引入虚拟变量进行分阶段分析，结果见方程(2)。
虚拟变量的引入并未使本文分析的基本结论出现方向性的改变，反而使我们对投资率在不同阶段的作用有了更清楚的认识。方程(2)的拟合优度R[2]上升较多，除了投资率以外的其他变量以及常数项的估计系数都在统计上较为显著。我们逐步加入控制变量FDI和L，拟合优度得到了提高，但投资率的系数仍然不是显著不为零的，可以剔除掉该项，这与我们的猜想不谋而合。我们可以只观察乘以虚拟变量后的投资率DI这一变量。DI的系数可以说是显著不为零的，且为负。L的系数并不显著，这说明劳动人口增长率对资本产出比没有显著的影响，所以我们在回归方程中继续剔除掉不显著变量L，最后得到的回归方程就是方程(6)。方程(6)的表达式为：
再对ε[,t]进行单位根检验（见表1），结果表明，ε[,t]在5%的显著性水平上平稳。这就意味着方程(3)为协整（长期）模型。
3.误差修正模型
我们按照协整模型方程(3)建立误差修正模型为：
其中，△表示一阶差分，ε[,t-1]为协整模型的回归残差，表示上期的资本产出比偏离均衡水平的误差，亦称为误差修正项；ξ为纠正系数，表示误差修正项的调整速度。m为滞后阶数。
根据“一般到特殊”的模型选择方法，从滞后阶数为3开始剔除不显著变量，结果发现只有
的系数是显著不为零的，其余变量的系数都不是显著不为零的。由于单个参数估计值的解释是很困难的，同时意义也不大，我们这里就省略误差修正模型的具体形式。基于建立的向量误差修正模型，为了更好的各解释变量与资本产出比之间的动态关系，可以进行格兰杰因果关系检验。
4.格兰杰因果关系检验
我们运用格兰杰因果关系检验目的是对理论模型中得出的各变量之间的因果关系进行验证。首先就结合本文的误差修正模型对这种方法进行一点简单的说明。
对于解释变量H来说，若接受原假设H[,0]:β[i]=0(i=1,2,…,m)，则称人力资本存量的增长率H是K/Y的格兰杰原因；若拒绝原假设，则意味着H是K/Y的格兰杰原因。类似的结论适用于其它解释变量。
格兰杰因果检验对分析中的滞后项数非常敏感，不同的滞后阶得到的结果有时会不一样，所以戴维森和麦金农建议在做格兰杰因果检验时滞后阶越大越好，当然如果格兰杰因果检验对滞后阶的数量不敏感时，其结果可能更可信。本文在EViews5.0软件中对各变量进行了格兰杰因果检验，结果发现，当滞后长度小于6时，无法拒绝H、RD、FDI是K/Y的格兰杰原因的原假设，但当滞后长度为7时，解释变量FDI成为了被解释变量K/Y的格兰杰原因，而当滞后长度选择为各组数据允许范围内的最大阶8时，解释变量RD成为了K/Y的格兰杰原因。其余的变量都没有通过格兰杰因果检验，检验的过程中各解释变量与被解释变量之间并没有出现双向的因果关系。这里仅把通过检验的结果列在表3中。
5.结论分析
基于本文的研究目的，我们就利用协整关系式方程(6)对计量分析作一个解释。
方程(6)中，控制变量FDI的系数显著为正，这说明外商直接投资占GDP比重的提高会相应的提高资本产出比，原因应该是外商直接投资提高了资本形成率从而会相应的提高资本产出比。对外开放似乎并没有产生我们所期待的“技术溢出”效应，从而促使资本产出比不断下降，相反，很可能是低水平低层次上的外商直接投资使得自主创新能力不足的本土企业陷入了“技术陷阱”的路径依赖中，从而使得增长效率恶化。格兰杰因果检验中，当滞后阶为7时，FDI是K/Y的格兰杰原因，这也进一步说明了以上的结论。
研究开发人员数RD的系数显著为负，在滞后阶选取为8的格兰杰因果检验中，RD是 K/Y的格兰杰原因，进一步证明了，增加研究部门的人力资本投入的力度对中国经济的持续增长具有现实的重要意义。
解释变量H、DI和被解释变量K/Y之间的格兰杰因果检验在10%的水平上都没有通过，但是我们从计量软件检验的结果中可以观察到随着滞后阶的增大，H、DI能够解释K/Y的显著性在不断的提高，如果时间序列可以进一步延长，样本数据可以进一步扩充，结果可能会更符合实际，模型整体的说明力也会得到提高。
虚拟变量乘以投资率也就是DI的系数显著不为零，且为负。这说明1992年以前，投资率的上升起到了优化资源配置的作用，从而显著降低了资本产出比，新增加的投入和资源向受抑制的部门配置，从而在边际上矫正被扭曲的经济结构，实现了经济增长。事实上，这与当时的中国经济所表现出来的新兴工业化过程（张军，2002）也是相吻合的，新兴的部门（特别是“乡镇企业”和其它“非国有部门”）不断的进入和扩张，使得“资本的生产力”得以显著提高，这可以说是配置效率或者说经济结构改善的结果。
投资率的变化自1992年后就几乎没有对资本产出比产生什么作用。实际上，1992年以后资本产出比的上升主要是来自于人力资本积累速度的放缓以及研究开发人员比例的下降——人力资本存量中用于研究开发部门的比例太少了。这在回归方程中体现在人力资本增长率的系数显著为负以及RD的系数也是显著为负。我们要是研究一下1992年以后的人力资本增长率的数据，就会发现在1992年以后，我国的人力资本增长明显趋缓，直至1998年以后，我国的人力资本增长才逐步加快，而这两年来，又逐渐趋缓，与此同时，中国的资本产出比也经历了下降、上升又下降的相反的变动过程。同样，研究开发人员数的变动也与资本产出比的变动呈现出了逆周期性。这就说明了，1992年以后，投资率的提高只是粗放型的增长，并没有使得“资本的生产力”得以提高，而且很可能是一种资本深化的过程。1992年以后，中国的资本产出比呈现出的上升趋势，是和我国的人力资本积累速度缓慢紧密相关的，尤其是和停滞不前的研发部门人力资本的积累密切相关。
三、结语
改革开放以来，中国的经济实际上经历了资本的快速积累过程，在这个过程中，不断增长的投资率带来了“增量改革”所创造的资源配置效率的总体性改善，从而带动了经济的持续增长。然而，这个过程到20世纪90年代初以后已经对中国的经济增长不再产生作用。这体现在持续增长的高投资率伴随着资本产出比的上升趋势，中国经济似乎呈现出了“粗放型”增长的特征：相对于产出的增长，资本的形成加快了。如果这种增长模式持续下去的话，中国的经济必将面临东亚经济所面临的增长持续性的相关问题。所以，我们应该寻找新的增长模式和源泉，而检验这种源泉和动力是否可以带来持续的经济增长的一个重要依据就是观察这种改善是否可以带来资本产出比的下降趋势以致最终长期维持稳定和下降的动态模式。
本文前面的理论分析和实证分析就找到了这样一个源泉——人力资本，尤其是更为关键的体现了一个国家自主创新能力的用于研究开发部门的人力资本。在理论分析中，内生增长模式中的人力资本和知识具有递增的收益，可以带来经济的长期增长，从而使得资本产出比趋于下降；在实证分析中，同样是有力的说明了人力资本积累的越快，用于研究开发部门的人力资本越多，资本产出比越是趋于下降。其实，人力资本的积累不仅仅会提高人力资本的生产率和资本的边际报酬，从而带动经济总量的持续增长；另一方面，人力资本的积累，尤其是研究开发部门的人力积累，使得发展中国家在能够切实有效地模仿发达国家的先进技术的同时，及时填补上自主创新的技术断层，促进产业升级，带动经济结构的改善，从而产生结构效应，并真正的实现以内生技术作为推动的经济增长。所以，人力资本对于发展中的中国而言至关重要。
二十多年以来，中国的人力资本存量虽然一直在增长，但是增长缓慢。与此同时，研究开发的人员数量也偏少，一直是停滞不前。不过近几年来有所改善，这和社会上越来越重视人才和知识的力量不无关系。前文的分析给我们的启示是，我们应该要更加重视人力资本的作用，重视科研开发的自主创新能力的培养，要进一步加大教育（包括专业教育、职业教育、在职培训等）的投入，使我国丰富的人力资源转化为专业化的人力资本积累，使资本形成和内生技术进步能够形成良性互动，从而使得高投资率和高素质人才共同推动下的内生式经济增长生生不息。
注释：
①由于统计口径的改变，2003年和2004年的数据采用的是统计年鉴中“科学研究、技术服务和地质勘查业职工人数”减去细分行业中的“地质勘查业职工人数”。
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