張文愛

(重慶工商大學 a.長江上游經(jīng)濟研究中心; b.經(jīng)濟學院，重慶 400067)

一、引言

破解經(jīng)濟長期增長的發(fā)展困境，挖掘經(jīng)濟增長的動力源泉，關鍵在于轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，動力在于促進技術創(chuàng)新，核心在于激發(fā)人的創(chuàng)造力，即人力資本的投資與增長。那么人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻究竟如何？如何全面評估人力資本的真實價值？這顯然不僅僅是一個經(jīng)濟理論問題，更是一個政策實踐問題。自Schultz在1960 年的美國經(jīng)濟學年會上發(fā)表“論人力資本投資”的演說以來，人力資本作為經(jīng)濟增長的重要源泉，已經(jīng)成為經(jīng)濟增長理論與實踐研究的重要方面。

盡管人力資本對于經(jīng)濟增長的貢獻已經(jīng)得到理論與實踐的充分證明，但正如Robert等(2015)[1]所指出，傳統(tǒng)研究文獻將產(chǎn)出的實際增長率與按投入要素邊際生產(chǎn)率(固定規(guī)模報酬的生產(chǎn)函數(shù))測算的增長率之差，將此“剩余量”作為外生的技術的貢獻,這種外生化的處理方式事實上低估了人力資本對經(jīng)濟增長的真正作用，進而可能低估人力資本政策在促進經(jīng)濟增長方面的價值，因而客觀上可能對合理制定人力資本政策產(chǎn)生不利影響。全面評估人力資本對經(jīng)濟增長的真實貢獻，有助于正確衡量人力資本的實際作用，正確評估人力資本投資的政策價值，為國民經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展提供保障。

人力資本體現(xiàn)為人體中具有經(jīng)濟價值的知識、技能和健康狀況等質量因素之總和，具有創(chuàng)新性和創(chuàng)造性，對經(jīng)濟活動有直接影響；同時也會通過提高勞動力和物質資本質量，對經(jīng)濟產(chǎn)生間接作用，即間接效應。此間接效應的大小，取決于人力資本對勞動力和資本之間，以及勞動力和資本對經(jīng)濟產(chǎn)出之間的作用方向和強度。合理區(qū)分人力資本的直接影響和間接效應，對于全面認識人力資本的作用至關重要。習慣上，人們更傾向考量人力資本的直接貢獻，這方面的研究成果頗豐，而人力資本的間接效應則常常被忽略。這種忽略可能導致對人力資本價值的低估，進而可能削弱對人力資本政策的科學判斷。

本文擬通過對OECD成員國的歷史數(shù)據(jù)，基于經(jīng)濟增長的動力源泉，從直接與間接兩個方面對人力資本的增長貢獻展開實證檢驗。經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development，OECD)，是由36個市場經(jīng)濟國家組成的政府間國際經(jīng)濟組織，旨在共同應對全球化帶來的經(jīng)濟、社會和政府治理等方面的挑戰(zhàn)，并把握全球化帶來的機遇(1)http://www.oecdchina.org/index.html。。2017年，按現(xiàn)價計算的OECD成員國GDP總額為527248億美元，占同期世界現(xiàn)價GDP總額(806838億美元)的65.35%；2017年OECD成員國總人口129773.5萬人，占全世界總人口(753036.0萬人)的17.23%。與此相對應，2017年中國大陸現(xiàn)價GDP總額為122377億美元，占世界GDP總額的15.17%；總人口138639.5萬人，占全世界總人口的8.41%(《國際統(tǒng)計年鑒(2018)》)?？梢?，OECD成員國作為主要發(fā)達經(jīng)濟體的聯(lián)盟，在世界經(jīng)濟發(fā)展總格局中占有舉足輕重的地位，其發(fā)展經(jīng)驗對其他經(jīng)濟體尤其是發(fā)展中國家和地區(qū)，具有重要的借鑒價值。特別是中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，人口規(guī)模與OECD成員國人口總量大體相當，但經(jīng)濟總量卻僅為其成員的23%左右，尚有較大的發(fā)展空間。對OECD成員國經(jīng)濟增長源泉的探索，特別是對其中最重要要素之一的人力資本的科學考察，可為中國經(jīng)濟發(fā)展提供有益的理論啟示與政策借鑒。本文的主要貢獻在于，首次從直接影響與間接效應兩個方面，對OECD成員國的人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻進行系統(tǒng)的實證檢驗，以實現(xiàn)對人力資本真實價值的全面評估，為世界各主要經(jīng)濟體，特別是中國這樣的最大發(fā)展中國家在制定科學的人力資本投資政策，促進國民經(jīng)濟持續(xù)、穩(wěn)定、高質量增長方面提供科學依據(jù)和經(jīng)驗借鑒。

本文以下部分的安排為：第二部分對與本研究相關的現(xiàn)有主要文獻進行梳理，厘清其文獻基礎；第三部分對檢驗方法進行介紹，并設定檢驗的實證模型，奠定研究的方法基礎；第四部分是數(shù)據(jù)來源，對主要變量的數(shù)據(jù)收集進行詳細介紹，并整理獲得樣本數(shù)據(jù)集；第五部分是實證結果與分析，并對結果進行穩(wěn)健性檢驗；主要結論在第六部分。

二、文獻綜述

人力資本作為經(jīng)濟增長的重要源泉之一，始終是經(jīng)濟增長理論研究的重要內容。Schultz(1961)[2]、Becker(1964)[3]和Mincer(1970)[4]等學者的開創(chuàng)性工作，促進了人力資本理論研究的迅速發(fā)展，有關人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻也逐步受到廣泛重視。Uzawa(1965)[5]將人力資本引入索洛模型，建立了包含知識生產(chǎn)在內的兩部門經(jīng)濟增長模型，明確了人力資本積累在經(jīng)濟增長理論中的重要地位。

20世紀80年代末，新古典經(jīng)濟學和內生增長理論興起，再次激發(fā)了經(jīng)濟學家們對經(jīng)濟增長的研究熱情，而人力資本作為經(jīng)濟增長的一個核心變量也就成為學者們關注的重點內容(Barro,1991[6]; Aisen and Veiga,2013[7])。Romer(1986)[8]通過建立包含人力資本在內的內生增長模型，突出了人力資本的研發(fā)能力對經(jīng)濟增長的貢獻。Robert等(1988)[9]基于Uzawa模型的分析技術，建立了人力資本外溢效應模型，區(qū)分了經(jīng)濟增長中人力資本的內部效應和外溢效應。Hanushek(2013)[10]對發(fā)展中國家的研究表明，人力資本是發(fā)展中國家經(jīng)濟增長的重要推動力量，但是，單純的學校教育年限并不能完全表征人力資本的作用，而以教育投入、家庭、以及其他結構性變量所綜合測度的認知技能所表達的人力資本，則可更能準確刻畫人力資本對經(jīng)濟增長的作用。Manuelli and Seshadri(2014)[11]采用標準人力資本理論對人力資本存量進行估算，在允許各國人力資本有質量差異的情形下，評估了人力資本在決定國家財富方面的作用，發(fā)現(xiàn)工人個人的有效人力資本在各國之間差異巨大。Alani(2018)[12]對肯尼亞的研究發(fā)現(xiàn)人力資本的長期正向作用是該國經(jīng)濟保持持續(xù)增長的最重要因素。

Romer(1990)[13]、Teixeira and Fortuna(2006)[14]和Bodman and Le(2013)[15]等學者的研究，均發(fā)現(xiàn)人力資本因為直接提高了勞動者的生產(chǎn)效率和創(chuàng)新能力而使產(chǎn)出增長，表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的直接貢獻。此外，Silva and Teixeira(2011)[16]對部分欠發(fā)達國家的實證研究發(fā)現(xiàn)，人力資本通過與其他經(jīng)濟變量例如經(jīng)濟結構等相結合，能有效促進生產(chǎn)效率的提升和產(chǎn)出的增長，表現(xiàn)出人力資本對經(jīng)濟增長的間接效應。Teixeira and Queirós(2016)[17]從供給側和需求側層面，通過將人力資本與經(jīng)濟結構變量相結合，檢驗發(fā)現(xiàn)人力資本對經(jīng)濟增長具有顯著的直接效應和間接效應。

中國作為世界上人口最多的發(fā)展中國家，人力資源豐富，且對經(jīng)濟增長有很大的需求，近年來研究中國人力資本與經(jīng)濟增長的文獻頗為豐富。邱曉華等(2006)[18]的研究發(fā)現(xiàn)中國人力資本存量對經(jīng)濟增長的貢獻有提高趨勢，由1996年的5.12%上升到2004 年的6.14%。王小魯?shù)?2009)[19]研究發(fā)現(xiàn)人力資本的溢出效應在1999—2007年間帶來超過1個百分點的全要素生產(chǎn)率的增長，與人力資本數(shù)量擴大所合計產(chǎn)生的經(jīng)濟增長貢獻約為3個百分點。李建民(2015)[20]從中國經(jīng)濟新常態(tài)下的人口與經(jīng)濟關系結構入手，考察了人口新常態(tài)對經(jīng)濟新常態(tài)的影響，認為人力資本對中國新常態(tài)下的經(jīng)濟發(fā)展具有重要作用。劉智勇等(2018)[21]研究認為，相較于人力資本存量，人力資本結構高級化對中國經(jīng)濟增長具有更大促進作用，也是中國東、中、西部地區(qū)差距的重要影響因素。蘇妍、逯進(2018)[22]從省級層面考察了中國31個省份人力資本與經(jīng)濟增長之間的耦合關系，發(fā)現(xiàn)人力資本對經(jīng)濟增長具有線性和非線性的影響關系。張秀武、趙昕東(2018)[23]指出在人力資本的結構中，教育人力資本對經(jīng)濟增長有顯著的提升作用，而健康人力資本的提高則對經(jīng)濟增長有顯著的抑制作用，其原因在于人口老齡化所引致的健康人力資本的積累會對實物資本和教育人力資本造成擠占，從而不利于經(jīng)濟的長期增長。

除了考察人力資本對經(jīng)濟增長的直接貢獻外，人力資本的間接效應同樣也引起了部分學者們的關注。王永齊(2006)[24]、魏下海(2009)[25]、王菲(2014)[26]等發(fā)現(xiàn)人力資本水平的提高將提升貿易對經(jīng)濟增長的貢獻，意味著人力資本可以通過貿易溢出對經(jīng)濟增長產(chǎn)生間接影響。魏下海、王躍龍(2010)[27]的研究結果同樣證實了人力資本有助于提高全要素生產(chǎn)率，從而有助于經(jīng)濟增長。胡鳳玲、張敏(2014)[28]采用微觀調研數(shù)據(jù)，考察了人力資本異質性與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關聯(lián)性，發(fā)現(xiàn)異質性的人力資本通過知識創(chuàng)造的中介作用對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著的正向影響。

現(xiàn)有文獻關于人力資本對經(jīng)濟增長貢獻的研究是豐富而卓有成效的，但誠如 Robert等(2015)[1]所言，“人力資本積累對經(jīng)濟增長的貢獻應具有其自身的生產(chǎn)函數(shù)”。并且進一步指出，盡管已經(jīng)有一些研究人員開始了對人力資本生產(chǎn)函數(shù)的積極探索，但“相關研究還遠遠不夠”。特別是，當我們綜觀現(xiàn)有關于人力資本對經(jīng)濟增長貢獻的研究，直接以OECD成員國為研究對象的文獻十分匱乏。然而，OECD成員國作為發(fā)達經(jīng)濟體的代表有深入研究的價值，不僅因為其自身的經(jīng)濟體量巨大，而且OECD成員國的生產(chǎn)模式與經(jīng)濟規(guī)律，對世界其他國家和地區(qū)有較強的輻射和啟示作用。鑒于此，本文從直接影響與間接效應兩個方面，對OECD成員國人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻展開實證檢驗，以期對人力資本的真實價值進行全面捕捉，為制定人力資本政策以促進國民經(jīng)濟持續(xù)增長提供科學依據(jù)。

三、檢驗方法與模型設定

(一)檢驗方法

為了檢驗人力資本對經(jīng)濟增長的直接和間接效應，借鑒溫忠麟等人提出的中介效應檢驗方法(溫忠麟等，2004)[29]。假設針對被解釋變量Y，考查只有一個解釋變量X和一個中介變量M的簡化情形，且Y、X、M均為中心化變量(即均值為0)，則可建立以下序貫檢驗模型：

Y=cX+e1

(1)

M=aX+e2

(2)

Y=c′X+bM+e3

(3)

其中，系數(shù)c為變量X對Y的總影響，c′為X對Y的直接影響，M為中介變量，a×b即為X通過M對Y的中介效應，也即間接效應。各系數(shù)之間滿足如下關系：

c=c′+a×b

(4)

為了檢驗間接效應(中介效應)是否顯著存在，溫忠麟等人提出的序慣檢驗方法如下(溫忠麟等，2004)[29]：

第一步：對模型(1)進行回歸，檢驗系數(shù)c的統(tǒng)計顯著性。如果c顯著，則繼續(xù)下一步。如果c不顯著，說明變量X對變量Y整體上沒有顯著作用，檢驗停止。

第二步：采用Baron and Kenny的方法作“部分中介效應”檢驗(Baron and Kenny,1986)[30]，即依次檢驗系數(shù)a、b的顯著性。如果a、b均顯著，說明X對Y的影響，至少有一部分是通過中介變量M實現(xiàn)的，存在中介效應。如果a、b至少有一個不顯著，則轉入第四步。

第三步：采用Judd and Kenny的方法進行“完全中介效應”檢驗(Judd and Kenny, 1981)[31]，即檢驗系數(shù)c′的統(tǒng)計顯著性。如果c′顯著，表明X對Y的影響，只有一部分是通過中介變量M實現(xiàn)的，故存在部分中介效應。如果c′不顯著，表明X對Y的影響全部是通過中介變量M實現(xiàn)的，故存在完全中介效應。

第四步：Sobel檢驗。在第二步中當a、b至少有一個不顯著時，則進行Sobel檢驗(Sobel，1982)[32]，即檢驗H0:a×b=0。在H0成立的條件下，構建統(tǒng)計量Z：

(5)

式(5)的判斷規(guī)則為：如果Z顯著，則存在中介效應； 如果Z不顯著，則不存在中介效應。

以上檢驗，僅針對一個解釋變量和一個中介變量的情形。這一方法可以推廣到多個目標解釋變量或多個中介變量的情形。在多個目標解釋變量或中介變量的情形下，可根據(jù)需要適當添加變量的交叉項。

(二)模型設定

參照Lucas人力資本外溢效應模型(Robert等, 1988)[9]，將人力資本引入索洛生產(chǎn)函數(shù)模型，建立擴展的CD生產(chǎn)函數(shù)模型：

GDP=ALαKβHγeμ

(6)

其中，GDP為國內生產(chǎn)總值，表示經(jīng)濟產(chǎn)出；A為外生技術水平；L、K、H分別表示勞動、資本和人力資本。

對模型(6)進行對數(shù)化變換，得到雙對數(shù)模型：

LnGDP=A0+γLnH+αLnL+βLnK+μ

(7)

以模型(7)為基準模型，根據(jù)中介效應檢驗的理論方法，可建立人力資本對經(jīng)濟增長的直接影響和間接效應的完整實證檢驗模型：

LnGDP=A1+γ1LnH+μ1

(8)

LnL=A2+γ2LnH+μ2

(9)

LnK=A3+γ3LnH+μ3

(10)

LnGDP=A4+γ4LnH+α4LnL+β4LnK+μ4

(11)

其中，模型(8)的參數(shù)γ1測度了人力資本對經(jīng)濟增長的總效應；模型(9)和(10)中的參數(shù)γ2和γ3分別刻畫了人力資本對勞動與資本的影響；模型(11)是進行增長核算的最終目標模型，這是一個擴展的CD生產(chǎn)函數(shù)模型，也是盧卡斯(1988)人力資本外溢效應增長模型的基本方程。參數(shù)γ4為人力資本對經(jīng)濟增長的直接貢獻，乘積項γ2×α4、γ3×α4分別表示通過中介變量勞動和資本的中介作用，是人力資本對經(jīng)濟增長的間接效應。

四、數(shù)據(jù)收集與整理

(一)數(shù)據(jù)來源

以目前OECD 36個成員國為研究對象,數(shù)據(jù)范圍為1990—2014年，數(shù)據(jù)來源于Penn World Table 9.0，即WPT 9.0(2)數(shù)據(jù)來源：https://www.rug.nl/ggdc/productivity/pwt。(Feenstra等,2015)[33]。

根據(jù)理論模型與實證分析的需要，根據(jù)WPT 9.0，整理獲得如下數(shù)據(jù)。

1.產(chǎn)出

采用國內生產(chǎn)總值(GDP)作為產(chǎn)出變量。在WPT 9.0數(shù)據(jù)庫中，提供了2種方法測算GDP：一是支出法GDP(GDPe)；二是產(chǎn)出法GDP(GDPo)。支出法GDP重點在于衡量一國或地區(qū)的生活水平，產(chǎn)出法GDP則在于測度一個經(jīng)濟體的生產(chǎn)能力。由于本文的研究目的主要考察投入要素對產(chǎn)出的貢獻，因此實證分析的產(chǎn)出變量采用產(chǎn)出法GDP(GDPo)。另為檢驗實證結果的可靠性，采用支出法GDP(GDPe)作為產(chǎn)出GDP的替代變量，對實證結果的穩(wěn)健性進行檢驗。

GDP作為價值量指標，一方面受同一國家或地區(qū)內部不同時期價格指數(shù)的影響，另一方面在進行跨國比較研究中，受到不同國家購買力水平的影響。為保證不同國家不同時期的GDP數(shù)據(jù)具有可比性，WPT 9.0提供了經(jīng)由ICP項目提供的全球購買力平價(PPP)匯率指數(shù)調整后的實際GDP，其價格基期為2011年。經(jīng)整理，得到OECD 36個成員國1990—2014年的產(chǎn)出法實際GDP(GDPo)和支出法實際GDP(GDPe)(單位：百萬美元)。

2.勞動投入

以WPT 9.0提供的OECD成員國的總就業(yè)量(L，百萬人)作為勞動投入要素。另外，WPT 9.0也提供了各經(jīng)濟體勞動者的年平均工作時間(avh，小時)，由此可計算得到OECD 36個成員國1990—2014年年均實際的總勞動時間：

LH=L×avh

(12)

實證分析中，用總就業(yè)量L作為解釋變量；而在結果分析中，我們用實際的總勞動時間LH作為L的替換變量，以對模型結果的穩(wěn)健性進行檢驗。

3.物質資本

WPT 9.0提供了按永續(xù)盤存法(Perpetual Inventory Method，PIM)計算物質資本存量。在采用PIM計算時，WPT 9.0考慮到不同資本使用壽命不同，不同時期對于不同經(jīng)濟體的投資也具有顯著差異性，因此將投資分成建筑、機械、運輸設備和其他等4種類型，并通過分別設定其折舊率來計算物質資本存量。在此基礎上，采用累積購買力平價轉換法，得到具有相同購買力平價的物質資本存量。由于PWT 9.0提供的是按當期購買力平價指數(shù)(current PPP)折算的物質資本存量(CK)，為使資本數(shù)量在時間上具有可比性，采用由PWT 9.0提供的以2011年為基期的資本價格指數(shù)(pl_k)進行價格平減，得到以2011年為基期的各國實際資本存量(K)，即：

K=CK/pl_k

(13)

經(jīng)整理，得到OECD 36個成員國1990—2014年的實際物質資本存量(K)(單位：百萬美元)。但需要注意的是，PWT 9.0提供的物質資本只包括生產(chǎn)性資本，比如廠房建筑和機械設備，并不包括土地及地下資源等自然資本。

4.人力資本

WPT 9.0提供的人力資本指數(shù)由勞動力的平均受教育年限及教育回報率表示。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，WPT 9.0中的人力資本數(shù)據(jù)來源有：BL指數(shù)，該指數(shù)基于Barro and Lee(2013)[34]提供的平均受教育年限，以及基于世界各地的Mincer方程估計得到的教育回報率計算而得(Psacharopoulos, 1994)[35]；CSL指數(shù)，該指數(shù)是由Cohen and Leker(2014)[36]在Cohen and Soto(2007)[37]基礎上所構建的平均受教育年限數(shù)據(jù)集。對于樣本數(shù)據(jù)集中的國家或地區(qū)，如果只有BL或者CSL數(shù)據(jù)，則采用BL或CSL。如果經(jīng)濟體同時有BL和CSL數(shù)據(jù)源，WPT 9.0則設立了5條原則，并據(jù)此從BL或CSL中選擇最佳序列作為人力資本指數(shù)。經(jīng)整理，得到OECD36個成員國1990—2014年的人力資本指數(shù)(HC)。

(二)數(shù)據(jù)描述

對前述收集整理獲得的變量進行對數(shù)化變換，并將對數(shù)化后的產(chǎn)出法實際國內生產(chǎn)總值(GDPo)、支出法實際國內生產(chǎn)總值(GDPe)、勞動投入數(shù)量(L)、總勞動時間(LH)、實際資本(K)及人力資本指數(shù)(HC)分別記作LnGDPo、LnGDPe、LnL、LnLH、LnK和LnHC。

對前述主要變量進行統(tǒng)計描述，結果如表1。

表1 主要變量的基本描述統(tǒng)計(3)面板數(shù)據(jù)的統(tǒng)計描述包含三個層次。其中，“overall”表示對變量yit(i=1,2,…,N;t=1,2,…，T)進行堆棧成一個普通的截面數(shù)據(jù)yi(i=1,2,…,NT)或時間序列yt(t=1,2,…,NT)，然后對其作描述統(tǒng)計；“between”表示對yit按個體進行平均，并對均值進行統(tǒng)計描述；“within”表示對yit先作組內均值之差，再加上變量的總均值，其變換公式為：然后對所得序列zi作統(tǒng)計描述。由于在三種情形中，其描述統(tǒng)計量中的均值均相同，故表中“Mean”一列只出現(xiàn)一個數(shù)值。

五、實證結果

(一)模型選擇

對于面板數(shù)據(jù)模型，首先需要在混合回歸模型(Pooled OLS)、固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)之間進行選擇，以確定回歸模型的適當類型。

采用STATA 14軟件平臺，以LnGDPo為被解釋變量，對基準模型(7)分別進行Pooled OLS、FE及RE回歸。結果如表2。

表2 模型類型選擇：基準模型(7)

根據(jù)表2的實證結果，可對基準模型(7)的最佳類型進行判斷。首先，通過實施Chow檢驗，對混合回歸模型(Pooled OLS)與固定效應模型(FE)進行比較。結果顯示，F(xiàn)(35, 861) = 177.27，大概率拒絕了Pooled OLS的回歸結果。

其次，采用Hausman檢驗對固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)進行選取。結果顯示，Hausman統(tǒng)計量= 90.93，大概率拒絕了隨機效應模型。

綜上所述，在實證分析中，模型宜采用固定效應的面板數(shù)據(jù)回歸模型(4)由于模型(7)為本文研究的基準模型，故在Pooled OLS、FE及RE模型選擇過程中，僅對模型(7)進行篩選；后續(xù)模型皆以其為基準，其模型類型與模型(7)相一致，不再單獨進行檢驗和篩選。。

(二)實證結果

基于樣本數(shù)據(jù)和理論方法，采用固定效應模型(FE)對模型(8)～(11)進行回歸估計，得到實證結果,如表3。

表3 實證結果：直接影響與間接效應估計

根據(jù)表3的實證結果，基于溫忠麟等(2004)[29]提出的中介效應檢驗方法，可對人力資本對經(jīng)濟增長的直接和間接影響進行分析。分析發(fā)現(xiàn)，由表3中的模型(8)可知，進行人力資本對經(jīng)濟增長的一元回歸，其回歸系數(shù)在1%水平具有統(tǒng)計顯著性，系數(shù)為正。同時，在模型(11)中，人力資本對產(chǎn)出的回歸系數(shù)同樣高度顯著，系數(shù)同樣為正，這證明了人力資本對產(chǎn)出具有顯著的正向直接影響。

另一方面，由模型(9)、(10)可知，人力資本對勞動投入與物質資本均具有顯著正向影響；同時由模型(11)知，勞動與物質資本對產(chǎn)出的影響具有統(tǒng)計顯著性，其回歸系數(shù)均為正。根據(jù)前述檢驗方法可知，人力資本通過勞動與物質資本的中介作用對經(jīng)濟產(chǎn)出產(chǎn)生了顯著的間接效應。

綜上所述，人力資本對經(jīng)濟增長既有直接貢獻，也有間接效應，這些影響是正向的，且在1%水平上具有統(tǒng)計顯著性。這一結果表明人力資本作為重要的生產(chǎn)要素，對經(jīng)濟增長有直接的促進作用。同時，人力資本作為勞動者知識與技能的綜合體現(xiàn)，能夠有效提高勞動者素質和物質資本質量，即通過勞動投入與物質資本的中介作用，間接促進經(jīng)濟增長。

(三)直接影響與間接效應的數(shù)量分析

基于表3中模型(8)～(11)的實證結果，整理可得人力資本對經(jīng)濟增長的直接和間接效應的數(shù)量化結果，如表4。

表4 人力資本對經(jīng)濟增長的直接與間接效應

由表4可知，OECD成員國在1990—2014年間，人力資本對經(jīng)濟產(chǎn)出的總的產(chǎn)出彈性為4.467，意味著人力資本每增長1%，產(chǎn)出平均增長4.467%。其中，人力資本的直接產(chǎn)出彈性為3.113，即人力資本每增長1%，則產(chǎn)出的平均直接增長率為3.113%。

人力資本對經(jīng)濟增長的間接效應，分別由模型(9)～(10)與模型(11)的相應參數(shù)估計值的乘積得到。其中，人力資本通過勞動的中介作用而獲得的間接效應為0.788，通過資本而獲得的間接效應為0.565。這兩個效應均顯著為正，意味著人力資本的積累提高了勞動力素質和物質資本的質量，從而提高了生產(chǎn)能力，間接促進了經(jīng)濟的增長。人力資本的總的間接效應系數(shù)為1.353，意味著人力資本每增長1%，通過作用于勞動和資本從而使產(chǎn)出平均增長1.353%。這一作用是正向的，且具有高度的統(tǒng)計顯著性。

進一步考察表4的結果發(fā)現(xiàn)，在人力資本促進經(jīng)濟增長的作用中，直接貢獻占總作用的69.70%，間接作用占30.30%；二者之比為2.3：1。表明人力資本對經(jīng)濟增長的作用，除了傳統(tǒng)意義上的顯著的直接貢獻之外，其間接作用同樣不容忽視。僅僅測度人力資本的直接貢獻，而將經(jīng)濟增長中其他“不可知因素”的作用作為“剩余項”，當成外生的“技術”貢獻，顯然是對人力資本對經(jīng)濟增長貢獻的遺漏。這一研究結論與Lucas(2015)的判斷高度一致。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了考察前述研究結論的可靠性，分別從被解釋變量和解釋變量兩個方面對模型結果的穩(wěn)健性展開檢驗。具體檢驗策略如下：

(i)由于WPT 9.0提供了支出法實際GDP(GDPe)，故可以考慮將目標模型中的被解釋變量即生產(chǎn)法實際GDP(GDPo)替換為支出法實際GDP(GDPe)，考察這一變換對模型估計結果的影響大小。

(ii)由于WPT 9.0提供了平均工作小時avh(單位：小時)，故可考慮將原目標模型中的解釋變量勞動投入由原先的總勞動數(shù)量(L)變換為總勞動時間(LH)，滿足LH=L×avh(單位：百萬人/小時)，考察由此帶來的影響。

(iii)將上述(i)、(ii)兩方面進行綜合，考察被解釋變量和解釋變量同時變動對模型參數(shù)估計值的影響情況。

根據(jù)這一檢驗策略，首先以基準模型(8)為檢驗對象，通過上述三個方面的變換，對模型估計結果的穩(wěn)健性展開檢驗，如表5。

表5中，第2列為原始模型(7)的估計結果；第(i)～(iii)列為采用前述穩(wěn)健性檢驗策略下的對應估計結果。由表5 的實證檢驗結果可知，通過改變(i)、(ii)、(iii)發(fā)現(xiàn)，模型的核心解釋變量即人力資本(HC)的系數(shù)估計值，由原始的3.113分別改變?yōu)?.367、3.266和3.509，其最大的變動幅度僅為12.72%。這表明，人力資本(HC)的系數(shù)估計值具有良好的統(tǒng)計穩(wěn)健性，參數(shù)估計結果具有統(tǒng)計可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗(I)：基準模型(7)

進一步，根據(jù)前述(i)～(iii)的檢驗策略，對表3中模型(8)～(11)的實證結果的穩(wěn)健性作如下檢驗。

策略(i)的檢驗結果。將被解釋變量由GDPo替換為GDPe，對模型(8)～(11)作回歸估計，結果如表6。

表6 穩(wěn)健性檢驗(II)：模型(8)～(11)

表6(續(xù))

對比考察表6的列(8)、(11)與表3的列(8)、(11)發(fā)現(xiàn)，當模型的被解釋變量由產(chǎn)出法GDP(GDPo)替換為支出法GDP(GDPe)，回歸結果中核心解釋變量人力資本(HC)的參數(shù)估計值分別由原模型的4.467和3.113變?yōu)?.616和3.367，變動幅度分別為3.33%和8.16%；勞動的系數(shù)估計值由0.791變?yōu)?.755，變動幅度為4.55%；資本的系數(shù)估計值由0.130變?yōu)?.114，變動幅度為12.31%。由此可見，在策略(i)的檢驗下，模型主要參數(shù)估計值的變動較小，模型結果具有統(tǒng)計穩(wěn)健性。

策略(ii)的檢驗結果。將原模型中的解釋變量勞動投入由總勞動數(shù)量(L)替換為總勞動時間(LH)，被解釋變量保持不變，考察人力資本(HC)通過總勞動時間(LH)、物質資本(K)對GDPo的間接影響。結果如表7。

表7 穩(wěn)健性檢驗(Ⅲ)：模型(8)～(11)

表7(續(xù))

對比考察表7的列(11)與表3的列(11)，結果發(fā)現(xiàn)，當模型的解釋變量勞動投入由總勞動數(shù)量(L)替換為總勞動時間(LH)，而被解釋變量保持不變時，人力資本(HC)的參數(shù)估計值由原來的3.113變?yōu)?.266，變動幅度為4.91%；勞動和資本的系數(shù)估計值分別由0.791和0.130，變?yōu)?.785和0.154，變動幅度分別為0.76%和18.46%。盡管資本回歸系數(shù)的變動幅度略偏大，但這顯然與其估計值的絕對值較小有關。整體而言，在檢驗策略(ii)下，模型估計結果同樣具有統(tǒng)計穩(wěn)健性。

策略(iii)的檢驗結果。將原模型中的解釋變量勞動投入由總勞動數(shù)量(L)替換為總勞動時間(LH)，同時被解釋變量由GDPo替換為GDPe，考察人力資本(HC)通過總勞動時間(LH)、物質資本(K)對GDPe的間接影響。結果如表8。

表8 穩(wěn)健性檢驗(Ⅳ)：模型(8)～(11)

對比考察表8的模型(8)、(11)與表3的模型(8)、(11)發(fā)現(xiàn)，在檢驗策略(iii)下，人力資本的參數(shù)估計值分別由原模型的4.467和3.113變?yōu)?.616和3.509，變動幅度分別為3.33%和12.72%；勞動和資本投入的參數(shù)估計值分別由0.791和0.130，變?yōu)?.762和0.136，變動幅度分別為3.67%和4.61%。由此可見，在檢驗策略(iii)下，模型主要參數(shù)估計值的變化幅度較小，模型結果具有統(tǒng)計穩(wěn)健性。

上述穩(wěn)健性檢驗結果一致表明，表3中各模型的實證結果具有顯著的統(tǒng)計穩(wěn)健性，有關人力資本對經(jīng)濟增長的直接和間接影響的分析，具有統(tǒng)計可靠性。

六、主要結論

人力資本作為經(jīng)濟活動中最具活力的因素，是經(jīng)濟發(fā)展的內在動力與源泉。人力資本的投資與增長，是突破發(fā)展障礙，實現(xiàn)經(jīng)濟由要素投入型增長向創(chuàng)新創(chuàng)造內涵式發(fā)展的核心與關鍵。本文采用Penn World Table 9.0(WPT 9.0)數(shù)據(jù)集，從直接影響與間接效應兩個方面，對OECD 36個成員國在1990—2014年間人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻展開實證考察，得出如下主要研究結論。

第一，人力資本對經(jīng)濟增長具有顯著的直接效應。1990—2014年間，OECD 36個成員國的人力資本對經(jīng)濟增長的直接產(chǎn)出彈性為3.113。這一系數(shù)為正，且具有高度的統(tǒng)計顯著性，表明人力資本對經(jīng)濟增長的直接拉動效果顯著，表明人力資本的投資和積累能夠有效提高生產(chǎn)效率，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向促進作用。

第二，人力資本對經(jīng)濟增長具有顯著的間接效應。在樣本期間，人力資本的總間接效應系數(shù)為1.353，其中通過勞動的中介作用而獲得的間接作用為0.788，通過資本而實現(xiàn)的間接效應為0.565。人力資本的間接效應，源于人力資本的積累有效提高了勞動力素質與物質資本質量，從而提高勞動與資本的生產(chǎn)效率，間接促進經(jīng)濟增長。

第三，人力資本對經(jīng)濟增長的直接和間接作用，具有統(tǒng)計穩(wěn)健性。通過采用改變解釋變量和被解釋變量的方法，對相關的模型結果展開穩(wěn)健性檢驗，結果顯示，人力資本的直接影響與間接效應均具有高度的統(tǒng)計穩(wěn)健性。這表明，對于OECD成員國而言，人力資本對經(jīng)濟增長的作用，不是偶然和隨機的，而是具有確定性和必然性。

第四，區(qū)分人力資本的直接影響和間接效應，具有明確的政策含義。樣本期間，OECD 36個成員國的人力資本對經(jīng)濟增長的總作用中，直接貢獻占69.70%，間接作用占30.30%，二者之比約為2.3∶1。這意味著，對于經(jīng)濟增長而言，人力資本的直接貢獻和間接作用都不能忽視。在傳統(tǒng)的研究中，人們更多地將注意力集中于人力資本的直接貢獻上，對其間接作用則重視不夠。本文的研究結果顯示，人力資本對經(jīng)濟增長的間接效應同樣是不容小覷的。對任何一方特別是對間接效應的忽視，必然低估人力資本的真實價值，進而可能對人力資本投資政策造成誤判。

第五，OECD成員國人力資本的發(fā)展實踐對我國具有重要的經(jīng)驗價值。從直接與間接作用的視角正確認識人力資本的作用，對于OECD成員國正確評估人力資本的價值、進而制定科學的人力資本政策以促進國民經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定健康增長具有一定的實踐意義。這一結論對于其他國家和地區(qū)同樣具有重要的政策啟示和經(jīng)驗價值。特別是中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，人口規(guī)模與OECD成員國人口總量大體相當，但經(jīng)濟總量尚不足其1/3，發(fā)展空間尚大。豐富的人力資源，為我國經(jīng)濟發(fā)展提供了充盈的潛在動力源泉。積極借鑒OECD成員國發(fā)展經(jīng)濟的先進經(jīng)驗，科學制定人力資本投資政策，大力提升人力資本在經(jīng)濟增長中的作用，對于經(jīng)濟新常態(tài)下我國經(jīng)濟增長由投入型向創(chuàng)新型轉型、實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展具有重要的政策和實踐價值。