人力资本门槛、创新互动能力与低发展陷阱——对1990年以来中国地区经济差距的实证检验，本文主要内容关键词为：互动论文,实证论文,中国论文,门槛论文,人力资本论文，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。
中图分类号：F061.5；F061.3 文献标识码：A 文章编号：1001-9952（2007）06-0077-13
一、引言
改革开放以来，中国各地区经济差距经历了先收敛后扩大的“U”型变化路径，并且大多数文献认为转折点发生于1990年（蔡昉、都阳，2000；林毅夫、刘培林，2003；王小鲁、樊纲，2004），这一现象已引起理论界的广泛关注。我们以1990年、1995年、2000年、2005年为代表性年份考察各地区劳均产出（国内生产总值/就业人数）的Kernel分布，发现两个特征：第一，分布曲线最高点不断向右平移，说明15年来各地区整体经济实力正逐步提升；第二，分布曲线呈现出从尖峰状到扁平状的平滑变动趋势①，1990年分布区间仅局限于0～20000元/人的狭小区域，2000年扩散为0～60000元/人，2005年扩散程度进一步深化。这说明15年间中国各地区劳均产出差距经历了逐年扩大的过程，特别是2005年，同1990年相比这一差距已十分明显。
按照新古典增长理论的预测，假如同质经济体内各组成部分的经济结构参数完全相同，将出现初始经济水平越高、经济增长速度越缓慢的“绝对收敛”结果，但中国各地区经济增长差距不断扩大的典型事实显然否定了这一判断。Cass（1965）和Koopmans（1965）将储蓄率内生化后的模型又提出了“条件收敛”假说，认为不同经济结构参数意味着经济体系的不同稳态。初始经济水平距离稳态越远，经济增长率就越高，从而富裕地区完全可能比贫困地区增长更快，并导致经济差距扩大。国内方面，蔡昉和都阳（2000）、沈坤荣和马俊（2002）、马拴友等（2003）均沿袭了Barro和Sala-i-Martin（1995）的分析框架，对中国经济增长中的条件收敛性进行经验检验，并得出肯定结论。但以这种方法分析地区差距的一个主要问题在于，从中很难找到引致地区差距持续扩大的主要因素。在诸多控制变量中，国内学者的研究包括了人力资本禀赋、经济开放度、工业发展水平、财政转移支付、投资效率、政府消费、就业状况等，控制其中一个或若干个变量均能得到条件收敛结果，但究竟哪些是影响落后地区缩小同发达地区差距的核心因素，从实证结果中很难得到反映。
内生增长理论表明，技术进步和创新作为维持人均收入持续增长的“发动机”，是导致不同国家和地区经济发展差距的源泉（Grossman和Helpman,1994）。Aghion和Howitt（1992）将Schumpeter（1934）的“创造性毁灭”思想内生化，构建了垂直创新模型，表明创新是经济增长的直接决定因素。落后地区如果创新能力不足，将维持低增长速度，难以实现对先进地区的经济赶超。但一个经济体系的创新能力并不是外生的，人的知识、技能所表现出的人力资本禀赋必然影响到区域创新能力以及赶超发达地区的能力。Benhabibi和Spiegel（1994）通过跨国增长核算，分析了人力资本、教育和创新之间的关系，指出人力资本积累决定了教育边际生产力并使之保持在一个正的水平，但除非教育同创新速度和技术赶超速度建立关系，否则对生产力增长没有显著贡献。此外他们的研究结论还有力回应了Nelson和Phelps（1966）的观点，即教育增加个体能力首先表现在创新（如发明新产品、新技术、新的工艺流程），其次表现在采纳新技术，然后是加速技术在经济中的扩散。Azariadis和Drazen（1990）认为，技术外溢性使人力资本投资的私人收益同现存人力资源平均质量呈显著正相关，在其他条件不变的情况下，发达地区投资于教育的私人回报大于不发达地区，形成人力资本投资过程中的“门槛效应”（Threshold Effect）。如果两种地区中的教育投资力度不同，不同的人力资本积累速度会导致多重的、属地化（Multiple and Locally）的均衡发展路径，出现所谓的低发展陷阱（Underdevelopment Traps）问题。Redding（1996）将人力资本积累和研发投资同时内生于创新增长模型，理论分析了人力资本投资、创新与经济增长的关系，发现人力资本在促进创新中具有阈值效应，仅当人力资本投资超过一个正阈值时，地区经济才能实现更高的稳定增长速度，否则仅能维持低增长。Aghion和Howitt（1998）借鉴了这一分析思路，通过求解跨期人力资本比率，得出了稳定状态的经济增长速度测算公式。结论与上述研究一致：当人力资本投资具有阈值效应时，跨越人力资本门槛的地区将获得更高的稳定增长速度，拉大同未过人力资本门槛地区的经济差距。
反观中国经济增长的现实情况，自“西部大开发”战略实施以来，国家对中西部地区的物质资本投入力度不断加强，通货紧缩期间进一步增加了对中西部地区的财力支持，但这似乎并没有缩小地区间的经济差距。内生增长理论给我们的启示是，技术进步和创新是否成为这一现象的主要驱动力，而落后地区的低人力资本禀赋既难以促进本地自主创新，又影响了消化、吸收先进技术的能力，导致其经济增长速度始终局囿于低发展陷阱，难以实现对发达地区的赶超。从国内实证文献来看，人力资本禀赋也成为检验“条件收敛”假说时使用频率最高的控制变量，说明学术界普遍认同了人力资本在中国地区经济增长中的决定性作用。本文尝试在理论分析的基础上，利用中国1990～2005年省份经济数据，对这一先验性假说进行经验验证。
二、理论模型
（一）人力资本积累。按照Acemoglu（1994）的思路，我们考虑世代交叠模型中的人力资本积累，其中劳动者和企业全部存活两期，t代劳动者以连续变量l代表，人口总量标准化为1。每个劳动者被假定为风险中性的，则t时期出生劳动者的一生效用为：
为企业i在第j期雇佣的代表性劳动者的人力资本。将价格标准化为1，于是最终产品产量等于（5）式中的数量单位。
根据Grossman和Helpman（1991）的分析路径，企业进行研发投资以提升最终产品质量，研发成功便能产生创新。假定在第1期企业决定将最终产出中的α比例投资于研发，研究过程进行全部一个时期。在第2期开始时研发结果并不具备确定性，如果研发成功，企业能够享有全部第2期对创新技术的专利权，第2期结束后专利期满，新技术扩散到全部企业。由于研发沉没成本的不可分性，本文只考虑研发成本固定的情形，并假定企业必须至少投资第1期产出的α′比例用于研发固定成本才能产生随机性创新。如果第1期用于研发投资的比例大于α′，企业成功创新的可能性设定为
；如果研发投资比例小于α′，成功可能性为零。于是第1期结束后，创新成功的可能性υ为：
为决定第1期投入多少时间用于积累人力资本，劳动者必须预期到第2期的工资水平。既然同每个企业搭配组合的概率是相等的，第2期的期望工资取决于企业能够成功创新的比率。由于每个企业成功创新的概率服从参数为υ的Poisson分布，全部企业中能够成功创新的比率也为υ，故期望工资为：
（三）人力资本门槛与低发展陷阱。代表性劳动者将在满足（2）式中的人力资本跨期溢出效应、（4）式中的人力资本积累以及如下预算约束方程的条件下，最大化（1）式中的跨期效用：
对（10）式求解一阶条件，可得劳动者第1期投资于人力资本的均衡比例：
下面仅考虑投资于人力资本的均衡比例小于1的情况。由（2）式、（4）式和（7）式可见，虽然从上一代人那里继承的人力资本存量越高，人力资本投资产出率也越大，但这也相应增加了劳动者获取工资收入的机会成本。（11）式和（6）式说明劳动者的投资决策依赖于企业是否进行研发投资和创新，于是有：
（12）式表明了劳动者进行人力资本投资过程中存在的门槛效应，这一门槛取决于企业的研发和创新行为。对企业来说，如果从事研发与创新，将在第1期投入最终产品的固定比例，根据（2）式和（8）式，代表性企业能取得如下期望收益：
相反，如果企业选择不从事研发和创新，而是继续利用现有技术，则期望收益将为V（0），公式表述如下：
由（13）式和（14）式可见，企业从事创新活动的期望收益也受到劳动者在第1期进行的人力资本投资决策μ的影响，从而劳动者的人力资本投资和企业研发投资表现出一定程度的策略互补性（Strategic Complements）。如果劳动者认为企业将从事研发和创新，在提高预期工资的刺激下他们将增加人力资本投资，跨过人力资本门槛；而更高程度的人力资本投资也相应提升了企业从事研发创新的预期回报。
（16）式说明，当企业从事研发创新的激励不足时，人力资本投资也将维持在一个低水平，导致Azariadis和Drazen（1990）所提到的“低发展陷阱”问题。遵循Aghion和Howitt（1992）的研究思路，我们可以分别确定出跨越了人力资本门槛的高增长均衡和未跨越人力资本门槛的低增长均衡的劳均产出增长率。Aghion和Howitt（1992）认为经济增长率是一个随机变量，取决于创新成功率。我们可以考虑t和t+1代劳动者的产出，跨越时期为（τ，τ+2）。由于劳动者总量标准化为1，因此，
（18）式和（19）式表明，一个国家内部的各地区经济稳态增长路径并不一定遵循新古典增长理论中的“绝对收敛”假说，而可以是多重的、属地化的。在企业创新能力和人力资本投资比较活跃的地区，两种投资行为能够产生良性互动，促进人力资本存量跨越低发展门槛，使经济增长率保持在较高水平；而人力资本投资较弱的地区，技术革新速度缓慢、生产能力低下，人力资本存量未能跨越门槛，最终使地区经济陷入低发展陷阱。我们可以利用中国1990～2005年省份经济数据，对这一理论假说做进一步的实证考察，分析在各省区经济增长过程中，是否落后地区由于人力资本和创新投入力度不足，导致劳均产出始终处于低增长均衡状态，并逐步拉大了同发达省区的差距。
三、经验分析
（一）数据来源与估算说明。
1.本文样本期为1990～2005年，劳均产出（y）数据根据《中国统计年鉴》相应年份公布的“各地区GDP”以及“从业人员数”测算，其中GDP数据利用《中国统计年鉴》相应年份公布的“各地区GDP指数”，将名义产出全部调整为2000年实际值。“从业人员数”包括了全部三个产业的就业人员总量。
2.本文按照Barro和Sala-i-Martin（1995）的研究思路，结合《中国人口统计年鉴》（1991）中各省区人口普查数据公报的分类方法，将人力资本（H）具体化分为三种类型：低层次人力资本（LH），以“小学以及初中学历人口占总人口比重”衡量；中等层次人力资本（MH），以“高中以及中专学历人口占总人口比重”衡量；高层次人力资本（HH），以“大学专科以上学历人口占总人口比重”衡量，数据全部无量纲。由于这三种人力资本并不包含“文盲及半文盲人口占全部人口比重”，因此满足如下关系式：
0＜LH、MH、HH、（LH+MH+HH）＜1（20）
3.在衡量创新（INV）的指标选取方面，目前国内外文献出于数据获取难易程度和可信度的原因，主要选择了如下变量：研发支出、专利数、创新计数、创新收益等。鉴于中国统计资料中缺乏企业研发支出、收益以及创新计数数据，按照Aghion和Howitt（2005）的研究方法，本文以《中国科技统计年鉴》（1991）公布的“各地区三种专利申请批准量”衡量创新。为保持可比性，以该项指标同就业人数比率测度创新结果，即“每万人专利申请批准量”。
4.在控制变量选取上，根据以往国内外学者的研究，一个地区的市场化程度（MARK）和对外开放度（OTW）将直接影响该地区人力资本质量以及对新技术的吸收能力。本文以“国有及国有控股企业工业总产值占当地工业总产值比重”间接反映市场化程度，该比值越高，市场化程度越低；以“外商投资额与全社会固定资产投资比例”反映对外开放度。数据来自《新中国五十年统计资料汇编》以及《中国统计年鉴》（1991）。
（二）不同层次人力资本与创新的互动能力比较。本文以截面模型分析不同层次人力资本对创新和经济增长的影响，将三种形式人力资本全部纳入分析框架，并加入一些控制变量考察人力资本与创新的互动环境。计量方程有：
其中：G[，i]为各地区1990～2005年劳均产出平均增长率；Lny[，i，1990]为各地区1990年劳均产出自然对数值，如果回归系数α[，1]符号为正，说明地区之间经济发展不收敛，反之则收敛。H代表各地区1990年人力资本水平，H×INV为各地区人力资本与创新的交互项，代表人力资本与创新的互动影响。我们将三个具体指标LH、MH、HH分别代入模型，可以比较不同层次人力资本与创新的互动能力和对经济增长的影响。X为一组控制变量，包括市场化程度（MARK）以及对外开放度（OTW）。通过具体测算，我们发现三种人力资本两两之间相关程度不高，并且与人力资本和创新交互项的相关程度也比较低；但三种形式的H×INV与INV之间的相关性均在90％以上，如果两个变量同时引入模型，将使回归结果出现比较严重的多重共线性问题。为考察人力资本与创新的交互影响，我们将INV项去除，使模型（21）变为如下形式：
将三种人力资本指标逐个替代模型（22）中的H，并逐渐加入其他解释变量，得到表1的回归结果。
模型（1.3）至（1.5）分别用低、中、高等层次人力资本替代（22）式中的H，考察三种人力资本的创新互动能力及对经济增长的影响。由回归结果可见，低层次人力资本与创新乘积项的回归系数为负，其余两个乘积项回归系数均为正值，说明低层次人力资本与创新之间未能形成良好的互动关系，仅具备初中以下文化程度的群体既不能满足创新需求，也难以吸收、掌握先进技术，降低了经济增长速度。中等层次人力资本和高层次人力资本与创新乘积项的回归系数均为正值，说明接受高中以上文化教育的群体促进了创新经济增长。按照Lucas（1988）和Young（1993）的研究思路，中等层次人力资本更倾向于生产过程中的“边干边学”创新，高层次人力资本则更倾向于产品和技术方面的自主研发创新。在模型（1.3）和（1.4）的回归结果中，MH和HH回归系数一正一负，说明如果不考虑与创新的互动关系，中等层次人力资本和高层次人力资本对经济增长的作用恰好相反。这可能是由于1990年以来中国在引进外资中主要以消化、吸收国外先进技术为主，自主研发创新对经济增长的作用低于技术引进过程中的边干边学创新。模型（1.6）将三种人力资本全部纳入分析框架，结果与模型（1.3）至（1.5）基本一致，MH×INV的回归系数高于HH×INV，进一步印证了中等层次人力资本对创新经济增长的重要作用。另外，在所有回归方程中，仅模型（1.4）的Lny[，1990]项回归系数为负值，说明低等、高等人力资本都扩大了地区差距，仅中等层次人力资本在与创新互动过程中实现了地区经济收敛。因此比较三种人力资本对创新经济增长的影响效果，中等层次人力资本在激发创新、缩小差距方面发挥了最关键作用。
（三）人力资本门槛与低发展陷阱。中等层次人力资本是1990年以来中国各地区创新经济增长的主要决定因素。由前理论分析，只有当人力资本跨越了一定门槛之后，才能在与创新的互动决策中实现更高劳均产出增长率。我们可以采用线性回归函数极值法判断出人力资本门槛（Quandt,1958；刘厚俊等，2006），分析同一门槛内部各相近地区的经济增长状况。基本原理为以中等层次人力资本按数值高低排序后设置成虚拟变量DMH，先将次低的MH设成人力资本门槛，取DMH=1，所有MH更高的地区全部取DMH=1，最低MH的地区则取DMH=0；然后依次将更高MH的地区设定为人力资本门槛，凡是MH值低于人力资本门槛的地区全部取DMH=0，反之则取DMH=1，这样可得29个DMH序列。我们将虚拟变量序列逐一代入模型（23）进行检验，当回归系数α[，7]的t检验值最大时，对应的MH值即为人力资本门槛。此时该值为虚拟变量的关键拐点，中等层次人力资本低于这一门槛的地区，只能产生低效率互动性创新并维持低劳均产出增长率；高于这一门槛的地区中等层次人力资本显著影响了因变量，劳均产出增长率也相应更高。
图1分别给出了1990年各地区中等层次人力资本排序以及人力资本门槛测算结果，其中人力资本按从低到高排序，t检验值相应形成了一条在“0”附近来回波动的平稳序列。根据波峰出现的频率和大小，我们将中等层次人力资本设置了二级门槛，其中一级门槛值为6.7％，人力资本低于该值的地区共5个，分别为西部地区的西藏、贵州、云南、四川和中部地区的安徽，可归入“未过人力资本门槛地区”；跨越一级人力资本门槛的地区包括西部地区的青海、宁夏、甘肃，中部地区的内蒙古、湖南、江西、河南以及东部地区的广西、浙江、福建、山东、河北，共12个地区；二级门槛值为8.5％，跨越二级人力资本门槛的地区包括东部地区的江苏、天津、北京、上海、广东、辽宁、海南，中部地区的山西、湖北、黑龙江、吉林以及西部地区的陕西、新疆，共13个地区。
图1 各地区中等层次人力资本排序及人力资本门槛测算结果
由分类结果可见，人力资本呈现出从西部到东部的渐进递增分布，人力资本越高的地区，也越靠近东部和中部的发达地区。我们利用不包含虚拟变量的模型（23）对三类地区人力资本、创新及经济增长的互动影响效果进行实证检验，其中后两类地区除对全部变量进行回归外，还选择了剔除不显著变量后的精炼方程做进一步分析，结果如表2所示。模型（2.1）至（2.5）中，除模型（2.2）外，其余模型MH×INV项回归系数全部为正，进一步证明三类地区经济增长过程中中等层次人力资本和创新的互动效应发挥了关键作用。未过人力资本门槛的地区HH×INV项不显著，说明高层次人力资本对这类地区的创新经济增长未起决定性影响，而其余两类地区该项回归系数全部为负值，也表明1990年以来高层次人力资本对中国创新经济增长的影响没有达到实际效果，中等层次人力资本才是拉大地区经济差距的决定要素。至于低层次人力资本，模型（2.1）、（2.4）和（2.5）中LH×INV项回归系数全部为负值，模型（2.2）中虽然为正值，但未通过统计检验，说明三类地区低层次人力资本均不能与创新形成良性互动而提高经济增长率。
图2分别给出全部地区、未过人力资本门槛地区、跨越一级人力资本门槛地区以及跨越二级人力资本门槛地区的劳均产出增长率同基期劳均产出对数值的散点分布，依次为图2（a）、2（b）、2（c）、2（d），并绘制出拟合回归线。图2（a）中拟合回归线的上升趋势非常明显，回归系数相伴概率达0.12，充分证明1990年以来中国各地区经济增长呈非均衡分布，劳均产出增长率同基期劳均产出显著正相关，从而拉大了发达地区与落后地区的经济差距。在图2（b）至2（d）中，我们发现三类地区散点分布的拟合回归线均基本成水平状，散点在回归线上下随机排列，回归系数全部未通过显著性检验。散点图所示同理论分析结论一致，处于同一人力资本门槛内部的各相近地区，劳均产出增长率与基期劳均产出值无关，基本维持在一个固定均衡值左右。
图2 各类地区劳均产出增长率与基期劳均产出对数值散点分布
四、分析结论
1.虽然中国经济增长仍主要依靠物质资本投入来拉动，但物质资本在促进地区经济收敛方面效果并不显著，发达地区与落后地区间的经济差距仍呈不断扩大趋势。这说明新古典增长理论中的“绝对收敛假说”与中国现实情况并不相符，将其与内生增长理论强调的一些核心要素相结合，才更适于解读中国的地区差距问题。发达地区的高技术进步和创新率弥补了政府物质资本投资方面的劣势，成为维持高速增长并拉大同落后地区差距的主要驱动力。在这一过程中，人力资本发挥了决定性作用，这意味着中国经济正面临从单纯依赖要素投入到强调创新型增长、集约型增长的战略转型期。
2.高、中、低层次人力资本与创新的相关系数呈明显的累退性分布，高层次人力资本与创新的互动能力最强，中等层次人力资本次之，低层次人力资本与创新基本无关。但计量结果表明，中等层次人力资本在与创新互动中成为驱动全部三类地区经济增长的核心要素，高层次人力资本则没有发挥决定作用。这说明1990年以来中国已经摆脱了依赖低层次要素的粗放型发展模式，中等层次人力资本在向创新增长转型过程中拉大了地区经济差距，但这种创新主要来源于引进技术过程中的边干边学创新，以高层次要素和自主研发创新来驱动经济增长的集约型发展模式尚未建立。政府在引导要素结构升级过程中，可首先在东部和中部发达地区施行对自主研发创新的优惠政策支持，而后逐步向中西部落后地区扩散，避免单纯依赖引进创新所造成的持续落后局面②。
3.经济差距扩大趋势主要体现在三类地区之间，三类地区内部的劳均产出增长率则基本稳定，随跨越人力资本的门槛级数呈递增的阶梯状分布。从人力资本与互动性创新对经济增长的拉动效果来看，其分布状况与劳均产出增长率恰恰相反，呈现出明显的累退性。这说明人力资本与物质资本一样存在边际收益递减现象，如果诱导性政策辅助落后地区跨越人力资本门槛，落后地区将充分发挥后发优势，跳出低发展陷阱，逐步缩小同东部和中部发达地区的经济差距。在这一过程中，政府应以公共教育投资和人才流动机制建设提高落后地区的人力资本禀赋，通过引进外资优惠政策从东到西的渐次转移和科技成果市场化机制构建，逐步达到中西部地区与东部地区在创新能力上的趋同。政策趋同与要素投入趋同对落后地区实现经济赶超同等重要。
注释：
①如果Kernel分布呈尖峰状，各地区劳均产出相对集中，经济差距也较小；如果Kernel分布呈扁平状，各地区劳均产出则发生扩散，经济差距也相应拉大。Kernel分布中的最高点即分布最密集的点，反映了大多数地区的经济发展水平。
②Barro和Sala-i-Martin（1995）认为，落后地区的初期技术水平、人力资本状况或政府政策会干扰技术扩散和引进创新所带来的后发优势；而模仿成本也会随着发达地区创新技术的不断发展而逐步提升，限制落后地区的赶超能力。因此，单纯依赖引进创新不能缩小两类地区间的经济差距。
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