市场化、人力资本与经济增长效应：来自中国省际面板数据的证据

詹新宇

(1.广西师范大学经济管理学院，广西桂林541004;2.中国人民大学经济学院，北京100872)

一、引言及相关文献评述

西方经济学家从理论上证明了人力资本是西方发达国家和新兴工业国家经济增长的内生因素，这些国家的经济增长事实也显示出人力资本投资和人力资本积累是经济持续增长的重要基础。Uzawa(1965)把资本分为物质资本和人力资本，从而首次把人力资本引入了经济增长理论［1］;Lucas(1988)假定人力资本具有外部性，进一步证明了人力资本是经济增长的引擎［2］;Romer(1990)［3］、Barro(1997)［4］等学者也把人力资本作为经济增长的决定因素来研究。

改革开放以来，中国经济经历了30多年的持续快速增长，不少学者也从人力资本视角来考察中国经济高速增长的原因。邹薇等(2003)研究了人力资本积累对技术模仿和经济赶超的影响［5］;颜鹏飞等(2004)发现人力资本对中国全要素生产率提高和技术进步具有负作用，但对效率的提高具有显著促进作用［6］;Thomas(2011)跨国、跨区域比较研究发现，异常丰富的人力资本是中国经济持续增长的最重要驱动力［7］;宋家乐等(2011)实证研究了人力资本及其各分布同经济增长的关系，认为中国人力资本水平的提高和人力资本分布的不平衡均对劳动生产率的提高起促进作用［8］;胡永远(2011)发现中国人力资本积累存在自身收敛性，人力资本增长率与地区经济增长率存在同向变化特征［9］;高远东等(2012)的研究认为，知识人力资本对中国经济增长贡献最大，技能人力资本与制度人力资本对经济增长的作用统计上均不显著，这反映出中国人力资本结构层次较为低下［10］。分析发现，国内对人力资本与经济增长关系的研究，主要是建立在内生经济增长理论框架的基础上。但内生经济增长理论是对“二战”后西方发达国家高速经济增长的理论总结，都隐含一个极为关键的假设:市场经济制度已相当完善，且保持相对恒定。因此，这些模型对市场经济制度已经相当稳健的国家和地区经济增长有很强的解释能力，但对像市场经济制度还不完善且一直处于变革当中的发展中国家，直接套用这些理论是欠妥的。

市场化是改革开放以来中国从计划经济体制向市场经济体制转轨的最为基本的改革方向，也是推动中国经济持续快速增长的关键角色，但对“市场化”概念的界定，由于研究角度、研究范围的不同而有很大的差异。陈宗胜等(1999)认为，市场化是市场机制在一个经济中对资源配置作用持续增大，经济对市场机制依赖程度不断加深和增强、市场机制从产生、发展到成熟的演变过程［11］。而樊纲等(2003)则认为，中国市场化改革不是简单的几项规章制度的变化，而是一系列经济、社会、法律制度的变革［12］。可见，樊纲等人认为市场化不但体现在经济方面市场机制的加深，还体现在法律、社会等方面的制度性变迁。本文认同这一观点。因为在研究转型时期的中国经济问题时，我们发现制度是最不能忽视的因素。比如，方颖等(2011)在建立制度工具变量基础之上的实证研究发现，制度对中国经济的贡献显著为正，并且在控制了地理因素和政府政策效应等变量以后，制度对经济增长的效应仍然最为显著。中国从计划经济体制向市场经济体制转轨的市场化改革是经济、社会、法律等一系列的大规模制度变迁，这使得影响中国人力资本和物质资本积累的更为基础性的因素——社会经济环境处于快速变动之中，它必然会对中国人力资本、物质资本积累及其产出效应产生重要影响［13］。为此，市场化与经济增长的关系问题，也一直是20世纪90年代初以来转型经济学最为关心的问题之一［14］。国内方面，王小鲁(2000)发现劳动力要素在部门和城乡之间的再配置是改革时期经济增长的重要源泉［15］;汪锋等(2006)的研究认为，中国的经济体制改革极大地释放了其潜在生产力，促进了经济的持续快速增长［16］;张军等(2009)发现非国有工业部门的发展显著提高了工业生产率［17］;周黎安等(2009)的研究表明市场化程度的提高对降低地区腐败水平有显著影响［18］。

然而，以上这些对中国经济问题的研究，受制于市场化程度定量化指标的缺乏，主要是用非公有制企业雇员占全部所有制企业雇员总数的比例、外商直接投资占当地GDP的比例或者进出口贸易额占当地GDP的比例等变量来衡量市场化水平。这些变量只衡量了市场化改革的某一重要方面，而且工具变量虽然能够避免市场化与经济增长的内生性问题，但是容易遇到模型遗漏其他变量导致的虚假回归问题，也无法解释促进经济增长的具体市场因素以及市场化程度的提高对经济增长的影响有多大等问题。为此，樊纲等(2011)在全面构建中国各省份市场化进程相对指数的基础上，定量考察了市场化改革对全要素生产率和经济增长的贡献，发现样本期市场化进程对经济增长的贡献达到年均1.45%，对全要素生产率的贡献高达39.2%［19］。经济增长过程中的决定性因素是人力资本，而该文忽视了市场化进程变化对人力资本积累及其经济增长效应的作用，从而没能很好地解释市场化进程促进经济增长的内生机制问题。

综上所述，已有研究要么局限于人力资本与经济增长的关系研究，要么仅仅分析市场化与经济增长的关系，而缺乏市场化进程变化对人力资本积累及其经济增长效应的研究。针对已有研究的不足和缺陷，本文在包含人力资本的经济增长模型中引入市场化因素并对其进行扩展，认为像中国这样的发展中国家经济增长的驱动力来自劳动者对新技术的掌握，更来自市场化进程引起存量物质资本和人力资本效率的提高。但是，市场化对经济增长及人力资本的产出效应的影响程度到底有多大呢?为此，在理论模型分析的基础上，建立计量模型并利用中国省级面板数据进行经验分析。

理论方面，本文在包含人力资本的经济增长模型中首次引入市场化因素并对其进行改进，探讨了市场化对经济增长的影响机制问题;实证方面，本文建立计量模型进行系统广义矩估计，首次尝试实证分析了市场化进程及其各分类因素对中国人力资本积累及其经济增长效应的重要影响。本文以下部分的结构安排是:第二部分是模型构建;第三部分是回归方法和数据说明;第四部分是实证结果分析;第五部分是结论与启示。

二、模型构建

为分析市场化的直接经济增长效应及其对人力资本产出效应的间接影响，本文在包含人力资本的经济增长模型中，引入市场化因素并对其进行模型扩展。

(一)生产函数方程

在经济增长的实证文献中，柯布－道格拉斯生产函数仍然是最常用的表达形式。同时，本文借鉴Lucas(1988)的做法［2］，将人力资本引入生产函数，将其设定为:

上式中，Y(t)是总产出，A(t)为技术水平，K(t)为物质资本存量，L(t)是劳动力数量且假定其按外生速度n增长，H(t)为全社会人力资本存量。

资本累积方程设定为:

在式(2)中，社会储蓄率s固定不变，总储蓄sY(t)都转化为物质投资，同时资本按固定比例δK折旧。

(二)人力资本积累方程

人力资本是劳动者受到教育、培训、实践经验、迁移、保健等方面的投资而获得的知识和技能的积累，而人力资本投资主要是劳动者个人对自己的营养、医疗、教育和培训投入。正如贝克尔(1964)认为的那样，惟一决定人力资本投资的最重要因素可能是这种投资的有利性或收益性［20］。随着劳动者收入水平的提高，扣除消费后的投资部分也相应增加，但由于物质资本边际收益递减而人力资本边际收益则不然，因而劳动者必然将其收入增加的部分更多地用作人力资本投资，以获取将来更高的收益。亦即，劳动者对人力资本的投入IH(t)随着当期收入水平y(t)的提高而增加，有

但是，如何保证人力资本投资的收益性也是问题的关键。市场经济凭借健全的制度和法律的有效执行为基础，尊重个人选择、强调私有财产的保护以及鼓励自由交换，因此市场经济允许人们在不同的投资之间自由选择，并且以制度和法律的刚性原则保障各种投资的收益性。可见，除收

入水平外，市场化程度θ(t)也是人力资本投资的重要影响因素。给定人均收入水平，市场化程度越高，意味着人们选择和交换的自由越多，人与人之间的竞争也更为激烈，为不被淘汰或谋得更高收入，人们需要更多地投资于自身人力资本，即

同时，注意到对个人营养、医疗、教育和培训的投资除了提高自身的收入以外，还可以代代相传。为实现当代及后代人的人力资本投资收益权利，需要完善的产权法律制度来加以保护［21］，而前已述及，市场化是以刚性制度和法律的存在为前提的。因此，市场化程度越高，法律制度越完善，越能保障人力资本投资人的收益权利。于是，面对日益提升的市场化程度，人们愿意累进地对人力资本追加投资，也就是

综合起来，人力资本投资不仅与收入水平和市场化程度正向相关，市场化程度的提高对人力资本投资边际效应也是递增的，而且随着收入的增加，劳动者愿意将更大份额的可支配收入投资于人力资本。为此，本文借鉴黄怡胜(2005)［21］的做法，将人力资本投资的决定方程设定为:IH(t)=By(t)θ(t)。其中B＞0是常数，y(t)是人均收入水平，θ(t)是市场化水平。

现有文献已表明，随着劳动者年龄的增长，人力资本也存在折旧问题。为此，本文假定个体平均人力资本按δH的固定速率折旧，那么个体平均人力资本积累方程如下:

h(t)是时刻t的个体平均人力资本水平，它通过劳动者对自身在营养、医疗、教育和培训等方面的投资不断积累获得。全社会人力资本存量为:H(t)=h(t)L(t)。于是，有:

由式(4)和y(t)=Y(t)/L(t)，可以从个体人力资本积累方程推得全社会人力资本积累方程为:

(三)经济增长稳态方程

将生产函数方程(1)代入式(5)得:

两边同除以H(t)得:

式(7)表明，社会人力资本存量的增长率由技术水平、物质资本存量、人力资本存量、劳动者数量以及市场化程度共同决定。将(δH－n)移至左边，得到经调整的人力资本存量增长率gH(t)+(δH－n)，对其取自然对数然后关于时间t求导得调整的人力资本存量增长率的增长轨迹方程:

类似地，将方程(1)的Y(t)代入(2)，在两边同除于K(t)可得物质资本存量增长率gK(t)为:

将常数δK移到左边，得到经调整的物质资本增长率gK(t)+δK，该增长率表明物质资本投资的一部分用于弥补折旧，剩余部分才推动资本存量增长。对调整的物质资本存量增长率取自然对数，然后关于时间求导，就得到关于gK(t)+δK的增长率为:

到此为止，方程(8)、方程(10)就构成关于gH(t)和gK(t)的非线性动力系统。在关于(gH(t)，gK(t))的稳态上，gH(t)和gK(t)不随时间变化，对应地，方程(8)、方程(10)的左端为0，得到:

联立方程(11)、方程(12)解得，在系统处于稳态时:

由方程(1)两边取自然对数，然后关于时间t求导，可直接导出经济增长核算方程式:

将以上稳态时gH(t)和gK(t)的稳定值代入，得到在稳定增长状态时的总收入Y的增长率决定方程:

或等价地，在平衡增长路径上，人均收入y的增长率为:

这就是既定市场化水平下，稳态经济增长率的决定方程。更为细致的分析可发现，式(17)与隐含假定市场经济已经相当完善并且保持恒定的内生经济增长理论不同，经济可以达到的增长率还与市场化水平正向相关，但这种正相关关系是超线性的:即使市场化停滞不前，只要解决新增劳动人口的就业问题，或者提高技术水平，人均收入就有稳定的、大于gL的增长率;进一步还可以看出，由于0＜θ(t)＜1，0＜α＜1，在劳动力增长率gL和技术进步速度gA都既定的前提下，人均收入稳态增长率与市场化程度θ(t)呈超线性正向相关，即市场化程度越高，稳定增长率累进地越高。因此，式(17)是市场化程度的经济增长效应方程。

(四)计量实证方程

通过式(13)、式(15)和式(17)式的分析可见，市场化(mit)促进经济增长的有直接和间接两种实现机制(图1):不仅直接影响经济增长，还可能通过影响人力资本进而间接影响经济增长，本文把这种间接影响称之为“市场化对人力资本的产出效应”，用市场化与人力资本的交叉变量来刻画。

为便于集中考察市场化对人力资本产出效应的影响，本文将交叉项中的市场化变量去均值化，表达为另外，现实经济增长是一个动态过程，不仅取决于当前因素，还与过去因素有关，即可能存在着路径依赖问题，为此本文在模型中加入了经济增长速度的一阶滞后项gyit－1。综合起来，本文设定如下形式的动态面板数据实证模型:

其中，gyit、gkit、glit、geit分别表示省份 i在 t时期的GDP、物质资本存量、劳动力和人力资本的增长速度;ηi为个体效应，用以捕捉地理环境、资源禀赋和社会制度等地区异质性因素的影响;μt为时间效应，代表不随地区变化的时期固定效应，用以捕捉共同冲击的影响;εit为随机扰动项。

图1 市场化程度对经济增长的影响机制示意图

三、回归方法与数据说明

(一)回归方法

本文使用三种方法对模型进行估计:混合估计(pooled OLS)、固定效应估计(fixed－effects OLS)和系统GMM估计(system－GMM)。由于没有控制地区固定效应，混合估计通常会高估因变量滞后项的系数。对于方程(18)，如果模型不存在内生性问题，可以使用固定效应模型进行估计，虽然可能由于时期比较少，固定效应模型会低估因变量滞后项的系数。然而，由于方程(18)因变量的滞后项出现方程的右边，它可能与模型随机扰动项相关;同时，市场化、人力资本与经济增长之间可能存在双向影响关系，这也会引发解释变量的内生性问题。所有这些，都会使方程(18)的固定效应模型估计产生偏误。

为了解决以上问题，根据一般经验做法，选用工具变量法(IV)及广义矩法(GMM)对方程进行估计将会得到较为一致的估计结果。工具变量法虽然能够避免内生性问题，但容易受到模型遗漏其他变量导致虚假回归问题，而GMM又有两种估计方法，即:一阶差分GMM估计(first difference－GMM)和系统GMM估计。对于一阶差分GMM估计方法，需要对方程(18)进行差分，然后用解释变量的适当滞后期为工具变量进行估计。然而当样本的时间维度比较短，并且方程(18)中gyit－1的系数β1接近于1时，一阶差分GMM估计方法存在所谓的弱工具变量问题。除此之外，差分转换也有一定缺陷，它会导致一部分样本信息的损失，并且当解释变量在时间上有持续性时，工具变量的有效性同样会减弱，从而影响估计结果的渐进有效性。为 此，Arellano 等 (1995)［22］、Blundell 等(2000)［23］给出了另外一种克服上述问题的估计方法——系统GMM估计，该方法能够同时利用差分和水平方程中的信息，并增加了因变量的一阶差分滞后项作为水平方程的工具变量。而且在有限样本下，蒙特卡罗模拟试验表明系统GMM估计比差分GMM估计的偏差更小，有效性更高［23］。此外，系统GMM估计方法还可以分为一步法(one－step)和两步法(two－step)估计。在存在异方差的情况下，一步法倾向于过度拒绝工具变量的有效性，但两步法可能使t值产生向下偏离，低估真实 t值［22］。因此，Windmeijer(2005)建议采用两步稳健型估计［24］。

考虑到系统GMM估计量的一致性取决于工具变量的有效性，本文利用Sargan检验及AR检验(Arellano－Bond test for AR)来进行判断，在Sargan检验中，原假设为工具变量联合有效;在AR检验中，残差项允许存在一阶序列相关，但不允许存在二阶序列相关。

(二)数据说明

由于本文所需要的市场化相对进程指数只有1997－2007年间的数据，因此本文利用1997－2007年间全国30个省、自治区、直辖市的面板数据进行实证研究①西藏由于部分数据缺失未被包括在样本中。。本文实证分析中涉及的各省GDP、固定资产投资、劳动力数量等主要变量均来源于《新中国六十年统计资料汇编》，并且名义值都换算为以1997年为基期的实际值。

关于资本存量(Kit)的估算，国内外已有大量的研究文献，但目前较为通用的方法是1951年Goldsmith开创的永续盘存法(PIM)。Young(2003)［25］、白重恩等(2007)［26］基于 PIM 法对中国的资本存量给予了估算。但这些学者在估算的过程中通常忽略该方法在变量选择上的前后一致性。单豪杰(2008)［27］试图在基期资本存量和折旧率的确定上遵循PIM方法内在的一致性，并根据最近几年国家统计局经济普查及其修正的最新资料和数据估算出具有生产性的资本存量。因此，本文的资本存量数据采用了单豪杰(2008)［27］的估计结果，并折算为以1997年为基期的实际值。

关于人力资本，不同学者从不同角度对人力资本概念进行了界定，但舒尔茨第一次系统提出了人力资本理论，研究了人力资本形成方式与途径，并对教育投资的收益率以及教育对经济增长的贡献做了定量研究。人力资本的定量测度方法较多，归纳起来可以分为两类:一类是从人力资本的产出角度来度量，最常用的方法是劳动者报酬法;二类是从人力资本的投入角度来度量，最常用的方法有学历指数法、技术或职称等级法、教育经费法、受教育年限法等。在实证研究中，受教育年限法由于数据的易得性等优点而得到普遍采用。为此，本文用后者来度量人力资本，并参照樊纲等(2011)［19］的算法，将每一种受教育程度按照一定的教育年限进行折算，然后乘以该教育水平的人数，加总之和再除以相应的总人口，便得到人均受教育年限。对于年限的处理如下:大专及其以上教育以16年计，高中、初中、小学和文盲分别以12年、9年、6年和0年计。

表1 实证模型变量的统计描述

关于市场化，国民经济研究所最新公布的分省市场化指数［28］有效解决了中国市场化进程数据缺乏的难题。该项市场化指数作为代表市场化进程的综合性指标，具有如下几个优点:它包含了制度经济学家关注的促进经济结构调整与经济增长的各种制度因素，是一个全面的综合指标;该指标是市场水平直接的衡量标准而不是代理变量，为政策制定者提供直观的含义;更重要的是，它提供了中国大陆31个省市自治区1997－2007年连续11年的面板数据，对中国各地区的市场化进程进行了较长时期的跟踪和综合评价。其基础指标评分是以2001年为基期，在0～10之间取值(基期单项基础指标市场化程度最高的省份该项的基期得分为10分，最低的省份基期得分为0分;但根据年度变化，某些省份的得分可能超过10或小于0)，然后使用算术平均法，计算得到各省市分年度的市场化综合指数。指数值越高表示市场化程度越高;反之，市场化程度较低。该市场化综合指数又由“政府与市场的关系”(m1it)、“非国有经济的发展”(m2it)、“产品市场的发展程度”(m3it)、“要素市场的发展程度”(m4it)、“市场中介组织发育和法律制度环境”(m5it)等5个主要领域组成。为此，为进一步检验市场化所包含的5个方面对人力资本的产出效应和经济增长的影响，本文在实证方程(18)的基础上，建立检验各个具体市场化因素影响的方程(19)。并基于类似方程(18)的论证，将交叉项中的具体市场化指标去均值化:

本文所有变量的统计特征如表1所示。

四、结果分析

(一)基于全国层次的分析

首先对模型变量采用 LLC(Levin－Lin－Chu)、Fisher－ADF和Fisher－PP等方法进行面板单位根检验，以考察面板数据的平稳性，发现因变量gyit为平稳性序列，且利用面板协整检验Pedroni和Kao方法得出模型变量之间存在长期均衡稳定的协整关系。

在表2中，模型1、模型2、模型3和模型4分别给出了混合估计(POLS)、固定效应估计(FE)、一步系统GMM估计(SYS1)和二步系统GMM估计(SYS2)的回归结果。模型(1)的实证结果显示，由于个体差异的显著性检验发现，F检验值大于横截面固定效应的F检验5%的显著性水平的临界值，即2.5972＞1.6762。因此，方程以5%的显著性水平拒绝个体和时期截距相等的原假设，不能用混合估计，而需要用面板模型估计。为了进一步检验需要固定效应还是随机效应的截面面板模型，进行Huasman Test，模型(2)的结果表明，横截面卡方值大于临界值，即12.0336＞7.6639。因此，拒绝随机效应的原假设。

表2 市场化、人力资本与经济增长的回归结果:基于全国层次

根据模型3的回归结果，发现AR(1)拒绝原假设而AR(2)接受原假设，其统计量不显著说明了不存在二阶序列相关的原假设成立，即模型设定可取。同时，Sargan检验的统计量不显著，也说明了工具变量选择的有效性。通过估计所得到的系统GMM估计量具有一致性，但如果使用的工具变量较弱时，动态面板的系统GMM估计量可能会发生较大程度的偏误。Bond(2002)提出了判断此种情况的方法，即将系统GMM的估计量和混合回归估计量以及固定效应回归估计量进行对比，观察因变量滞后项的系统GMM估计量是否介于其他两种估计量之间［29］。这是因为当因变量的滞后项作为模型解释变量时，混合估计回归会引起因变量滞后项的估计量上偏，固定效应回归会导致因变量滞后项的估计量下偏，因而良好的因变量滞后项的估计量应该处在两者范围之内。这说明，因变量一阶滞后项gyit－1的真实系数应该处于0.5627－0.8424之间，而模型3的因变量滞后项gyit－1的系统GMM 估计量(0.6931)恰好处在这个区间内。在模型4的二步系统GMM估计结果中，虽然均通过了二次差分残差项(AR(2))检验和Sargan检验，但是因变量一阶滞后项gyit－1的系统GMM估计量(0.8752)超出了真实值的范围。因此，本文认为一步系统GMM估计(SYS1)获得了比二步系统GMM估计(SYS2)更为一致的结果。为此，本文重点分析模型3的回归结果。

观察模型3的回归结果，发现Sargan检验统计结果大于0.1，表明模型不存在内生性问题。经济增长速度滞后项在1%的水平上高度显著表明经济增长速度具有动态持续性，当期经济增长速度形态变动受到上一期经济增长速度演变机制的影响，经济增长的“棘轮效应”显著。除了模型统计上的显著性，根据市场化程度提高和人力资本对经济增长速度的系统GMM估计量进行定量分析，有助于深刻了解市场化程度对经济增长速度的影响机制。模型3的实证结果显示:在不考虑市场化对人力资本产出效应的条件下，人力资本对经济增长的边际影响为β4=0.2382，约为物质资本存量对经济增长产出影响的44.7%;市场化对经济增长贡献显著为正，影响系数为β6=0.0138;市场化与人力资本交叉变量的待估系数 β5=0.0327，这表明，市场化不仅对经济增长产生直接的正向影响，同时它还通过影响人力资本的产出效应从而间接影响经济增长。因此，人力资本对经济增长的综合影响系数可以根据方程(18)计算得到:

而对于市场化程度而言，市场化程度提高对经济增长的总体影响为直接贡献0.0138加上其提高人力资本产出效应的间接贡献0.0327，即市场化程度每提高1分，经济增长速度将提高4.65个百分点。由市场化程度数据可知，市场化程度指标年际变化并不大，需要很多年才能够提高1分。因此，这表明较小的市场化程度的提高能在较大程度上促进经济增长。

为了分析人力资本的滞后项是否对经济增长产生影响，在模型5中加入人力资本的滞后一期，发现人力资本在当期即对经济增长速度产生显著的正效应，回归系数为0.1523，但在滞后期却产生了显著的挤入效应(两者在10%水平上呈现正向关系)，回归系数为－0.0179，综合两期人力资本对经济增长速度的影响效应程度，总体上还是以当期为主。在长期中，人力资本对经济增长速度的长期累积效应为7.4405。所以在考虑到人力资本滞后期对经济增长速度的正向作用后，人力资本每上升1%，长期中可提高经济增长速度加快7.44%。

模型6的回归结果能够进一步反映出市场化程度各具体领域对人力资本和经济增长的影响:(1)各个领域的市场化程度的提高对人力资本产出效应的影响都是正方向的。但在影响人力资本产出效应的市场化因素中，“非国有经济的发展”、“要素市场的发展程度”都以5%的显著性水平通过检验;“政府与市场的关系”以10%的显著性水平通过检验;“产品市场的发展程度”、“市场中介组织发育和法律制度环境”这两个领域的待估参数没有通过显著性检验。(2)模型6的回归结果经过公式(20)的计算表明，“非国有经济的发展”指数每提高1分，将使得人力资本的产出效应提高0.4225;类似的，“要素市场的发展程度”指数每提高1分，将使得人力资本的产出效应提高0.6131;“政府与市场的关系”指数每提高1分，将使得人力资本的产出效应提高0.2079。(3)由市场化的估计系数可知，影响经济增长的各个市场化因素中，有3项指标比较显著，但是“市场中介组织发育和法律制度环境”最为显著，其指标每提高1分，经济增长速度提高2.14个百分点。这表明，法制完善、产权保护、市场中介组织发展等对经济增长的影响非常直接。最后，需要强调的是，无论是加入人力资本的滞后一期(模型5)还是加入市场化的具体领域变量(模型6)后，模型3的其他回归结果基本不变，显示了模型3实证结果具有良好的稳健性。

(二)分地区回归

由全国数据的回归分析可见，无论从有效性还是从一致性来看，选择一步系统 GMM估计(SYS1)较为合适。为便于对比，在分东、中、西部三大地区①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南;中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江苏、河南、湖北、湖南;西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。的估计过程中，本文仅作一步系统GMM估计，表3给出了相应的估计结果。由表3可见，模型7－模型12的回归结果都通过了二次差分残差项(AR(2))检验和Sargan检验，而且因变量的一阶滞后项gyit－1的估计系数都高度显著，且均落在其真实值的合理范围内，这说明表中回归结果具有一致性。

比较分地区的回归结果，发现:(1)从系数显著性水平来看，因变量滞后项、物质资本、劳动力和人力资本的估计系数均在限定的显著性水平下显著，这与前文基于全国层次的回归结果类似。但从系数大小比较来看，东部地区的因变量滞后项回归系数(β1)最大，中部次之，西部最小，即经济增长的路径依赖性呈现东、中、西依次递减的态势，这可能与中国地区间产业结构差异有关:相比于中西部地区，东部地区资本密集型和技术密集型产业较多，当期的经济产出较大程度上依赖前一期资本和技术研发，导致经济增长表现出较强的路径依赖性。(2)就人力资本对经济增长的直接产出贡献(β4)而言，东部地区最大，西部地区次之，而中部地区最小。这可能与样本期有关，本文的样本期为1997－2007年，2000年以来实施的西部大开发，使得西部地区人力资本集聚速度比中部地区要快，因而其对经济增长的贡献也较大。(3)就市场化对人力资本产出效应(β5)和市场化对经济增长的直接效应(β6)的影响而言，呈现东部、中部、西部依次递减的排列，而且西部地区的回归系数还不是很显著，这与中国经济发展水平以及人力资本水平的地区梯度分布是较为一致的。(4)从加入分类市场化因素之后的模型(模型8、模型10和模型12)回归结果来看，上述核心系数的估计结果变化不大，这表明模型回归结果具有较好的稳健性。

表3 市场化、人力资本与经济增长的回归结果:基于东部、中部、西部省份

但比较三大地区分类市场化系数的回归结果(β5i、β6i，i=1，2，…，5)，还有一些新的发现，比如:市场化与“非国有经济的发展”的交叉项系数(β52)在三大地区都显著为正，这说明市场化程度的提高对促进非国有经济的发展进而带动各地区经济增长方面，在全国都起到了积极的推动作用;但是，市场化与“政府与市场的关系”的交叉项系数(β51)在东部较大，在中部较小，而在西部的回归中却不显著;在市场化对地区经济增长的直接效应(β6i，i=1，2，…，5)中，“市场中介组织发育和法律制度环境”系数仅在东部地区显著为正，中部地区同样为正但不显著，而在西部地区却有着非常轻微的负向作用。

五、结论与启示

为分析市场化对人力资本投资及其经济增长效应的影响，本文在包含人力资本的经济增长模型中，引入市场化因素并对其进行扩展。理论模型分析发现，市场化改革所引起的存量物质资本和人力资本效率的提高是中国经济增长的重要驱动力。在此基础上，本文建立了计量实证模型并利用中国1997－2007年省级面板数据进行系统GMM估计。实证结果显示，人力资本对经济增长的贡献显著为正，其经济增长效应受到市场环境的影响;市场化程度的提高不仅直接推动经济增长，同时它还通过促进人力资本进而间接影响经济增长。从全国层面来看，市场化因素中“非国有经济的发展”、“要素市场的发展程度”、“政府与市场的关系”对人力资本的产出效应影响显著为正，而“市场中介组织发育和法律制度环境”则对经济增长产生最为直接的、显著的正效应。但分东、中、西三大地区的面板数据回归结果表明，无论是市场化对地区人力资本的产出效应还是市场化对地区经济增长的直接产出效应，都存在较大的地区性差异。

市场化程度提高对经济增长具有显著正向影响是一个可喜的积极信号，其政策含义主要概括为几个方面:

首先，尽管中国市场化改革取得了举世瞩目的成就，但中国的市场化改革进程还远远没有完成，中国人力资本存量的提升和宏观经济的可持续增长都有赖于进一步深化市场化改革，而且在深入推进市场化改革的过程中，要特别注意地区间各方面客观存在的差异性，不能搞“一刀切”。

其次，就市场发育而言，要进一步推进要素市场的改革，特别是要深入推进户籍制度改革，促进人力资源在不同地区间的自由流动，逐渐形成全国一体化的人力资本市场。中国经济的持续性增长及增长方式的转变，都对将中国庞大的人力资源转化为人力资本有巨大需求。这就要求我们在努力提高人力素质的同时，继续深化市场化改革，完善体制机制，使人力资本价值在市场公平、有序的竞争中得到最大限度地实现。

再次，无论是全国面板数据还是分地区面板数据的回归结果都表明，非国有经济发展对中国人力资本和经济增长的正向影响非常显著。统计年鉴数据显示，城镇就业人口中在非国有经济部门就业的比重已从1978年的22%上升到了2010年的81%，可见非国有经济部门已成为就业的主体，业已成为中国人力资本的重要实现平台。从某种程度上说，非国有经济的成长既是改革开放以来中国经济改革的结果，更是中国继续深化市场化改革的重要推动力量。因此，应进一步引进市场竞争机制，推进垄断行业改革，放活民间资本，放宽非国有经济进入金融、能源、交通和社会事业等领域的门槛限制。

最后，市场中介组织的发展和法制环境的完善，对促进中国经济增长有着直接影响，因此，要进一步规范和发展市场中介组织，完善市场经济体制中的法治环境建设。

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