人力资本及创新能力对区域技术贡献率的影响

2018-01-05赵馨燕余冬根

湖北社会科学 2017年11期

关键词：贡献率创新能力检验

赵馨燕，余冬根

（1．云南大学发展研究院，云南昆明 650500；2.云南民族大学管理学院，云南昆明 650500；3.天津科技大学经管学院，天津 300222）

人力资本及创新能力对区域技术贡献率的影响

赵馨燕1，2，余冬根3

（1．云南大学发展研究院，云南昆明 650500；2.云南民族大学管理学院，云南昆明 650500；3.天津科技大学经管学院，天津 300222）

人力资本和创新能力是影响区域技术贡献率的两个核心变量，通过研究人力资本及创新能力对区域技术贡献率的影响的结果发现：人力资本对区域技术贡献率的影响呈现区域差异性，东部省市的人力资本水平与区域技术贡献率呈显著正相关，而西部地区未通过显著性检验，中部地区介于东部和西部之间；而创新能力对区域技术贡献率的影响，无论是全国，还是东部、中部和西部地区，创新能力对技术进步贡献率均具有显著的正向影响，说明创新能力的发展可以显著推动区域技术进步贡献率的增长。

人力资本；创新能力；区域技术贡献率

引言

随着知识经济的日益发展，人力资本及创新能力逐渐成为一个国家和区域经济发展的重要因素。知识是劳动生产率提升的重要因素，知识的载体正逐渐从工业经济中的“物”转向“人”，只有掌握了知识的人力资本才能够发挥其主观能动性，进而在区域经济增长中发挥关键作用。与此同时，创新能力特别是专利产出能力成为国家和区域经济持续增长的主要衡量标准，世界著名的经济学家Louis Kuijs将创新能力尤其是技术创新能力在经济增长中的重要角色作用表述如下：“一个区域的经济增长只能基于技术创新这一推动力，技术上的创新才能保证区域经济持续、健康、稳定的发展”。人力资本是创新能力必不可少的构成，美国经济学家从理论上证实了人力资本在创新能力及经济发展方面的正向推动作用（Gary Stanley Becker，1987；N.Gregory Mankiw，1992；等）。人力资本能够凭借自己的努力汲取更多的创新知识和灵感；另一方面，人力资本也可以通过正规或非正规的教育培训增强自身的实践科技创新才能，并在实践中利用“知识溢出”效应推动科技创新环境的变化。创新能力的发展和提升也离不开人力资本投入，其本质上是人力资本能力方面的重要构成，人是技术创新的主体，也是创新能力最不可忽视、最容易迸发灵感的因素，众多的创新都是在高素质、多知识技能拥有的人力资本人才中产生的。人力资本积累及创新能力是一个企业、一个区域、一个国家重要的综合实力衡量指标。在现代知识经济社会，人力资本是重要的知识资源，是企业提高创新能力、获取优势资源的关键所在。而创新能力已经成为影响生产力发展、经济竞争的重要指标。因此，借助人力资本和创新能力推动区域经济可持续增长是当前经济学领域关注的重点问题之一。

具体到当今世界人口最多的国家，中国的人力资源可谓极其丰富。如此多的人力资源能否转化成为真正意义上的推动创新能力的人力资本主体，不同类型的人力资本能否发挥其不同程度的作用，人力资本如何与物质资本结合从而影响到区域经济的增长。对于处于经济转型时期的中国而言，人力资本及创新能力对区域经济的影响仍有着明显的本土地域特征，是中国特有的经济问题，尚需结合中国实际情况进行深入的理论探究。从我国的实际经济发展情况来看，我国经济发展迅猛，但东、中、西部区域经济发展极不均衡，区域内各省份的经济发展状况差异也比较大。人力资本与创新能力在我国如何推动区域经济增长，上述问题都是我国当前经济研究中亟待思考和解决的重要问题。因此，在区域经济快速发展且区域间差异较大的现状下，探索人力资本与创新能力对区域技术贡献率的影响，具有重要的理论价值和现实意义。

二、文献评述

目前，国外研究人力资本及创新能力的相关文献较为丰富，取得了不少有意义的研究结论。人力资本理论出现于20世纪80年代末，体现了资本随着经济及人的知识和技能的发展而逐渐具体化现实化的过程。欧文.费雪（Irving Fisher，1906）在《资本的性质与收入》中首次将人力资本纳入到经济分析中。舒尔茨（T.W.Schultz，1960）在美国经济学年会上首次详细论证了人力资本理论以及人力资本与技术创新的关系，将人力资本作为推动经济增长的一个独立要素提出，开创了人力资本理论先河。罗默（1986）[1](p1002-1037)和卢卡斯（1988）[2](p21-42)将劳动者的定义范围扩大至人力资本，且这里的人力资本不仅包括劳动力数量，还涵盖了劳动力的素质及其后续的教育培训等方面。2011年在博鳌亚洲论坛中有关人力资本的讨论已经成为多个国家思考的重要话题。各个国家均达成共识：在某些竞争激烈的产业里，高素质的人力资本才能促进科技创新和区域经济的可持续发展。关于创新能力的研究，国外大多数学者研究表明，通过学习新技术新流程，能够增加企业绩效。Ritter（2003）指出，企业创新绩效实际上包含产品和流程创新的市场反馈，具体由产品的科技水平先进性与产品创新成功率等因素组成，因此市场反应必然是创新的最直接反馈。Carlos（2011）指出，[3](p402-421)组织学习是企业提高创新能力促进创新绩效的重要指标。Moxey（2011）指出，通过建立企业内部资源共享机制和学习交流机制，能够建立更为有效的创新传递通道，提升创新绩效。可见，国外对人力资本和创新能力的研究已经达到了多角度纵深化的水平，人力资本和创新能力均是经济发展到一定阶段后必然独立出来的一种资本形态。

在我国资本市场，关于人力资本的研究，大多数从教育投资层面和人力资本的作用等方面进行研究。王超和罗然然（2004）[4](p76-78)通过省际面板数据模型论证了教育投资在不同区域经济增长中的重要作用。贾彦东和张红星（2006）[5](p94-101)分析了我国31个省市、自治区、直辖市的教育投资和经济增长之间的关系，就我国东部、中部、西部的教育投资和经济增长的差异性做出了阐释。李汉通等（2007）[6](p17-24)实证了人力资本推动区域经济增长方面的贡献率要比物质资本的贡献率高，不过二者的差距并不大。张苏等（2010）[7](p179-180)通过1985-2007年的数据探究了我国不同区域教育投资、人力资本提升和区域经济增长之间的关系，结果表明教育投资并不会直接促进人力资本的增长，但人力资本对经济增长的提升力是显而易见的。邵琳（2014）[8]利用2000-2011年的省份间面板数据论证了我国人力资本与不同区域经济增长之间的关系，认为教育投资在区域经济增长中的作用日益增大，尤其是区域高校的数量增多更是对该区域经济增长起着明显的推动作用。在创新能力方面，周万生（2007）[9]认为人类资本的累积可以推动知识的获取、消化和运用，进而推动区域技术创新能力。杨剑波（2009）综合运用了相关的面板数据，认为在人力资本达到一定的累积水平时，进口贸易才会对区域创新能力产生显著的影响作用。孙文杰和沈坤荣（2009）[10]认为人力资本累积的“门槛”效应鲜明，且人力资本指数累积大于7.855时则会大规模推动创新的效率。谢祥家（2013）[11]从西部的经济发展数据入手进行分析，认为西部区域创新能力应该由人力资本决定，但西部由于知识储备和教育规模落后，人力资本累积速度很慢，导致西部区域技术创新能力提升受阻。余琳（2015）[12]运用2003-2012年中国西北地区的面板数据来探究西北区域人力资本对区域创新能力的影响，得出的结论是，区域经济增长和人力资本对该区域的技术创新能力影响较为显著，且人力资本对区域技术创新能力的影响系数比区域经济增长的影响系数要大，该研究凸显了人力资本对创新能力的重要推动作用。

综观上述文献可知，国内有关人力资本和创新能力的研究，大部分学者是从人力资本对创新能力及经济增长的单向推动机制进行分析的，而忽视了我国的特色和区域经济发展不平衡这一特点。因此，处于创新型发展阶段的中国，以区域经济增长的视角审视区域间发展的差异性为出发点，探究人力资本、创新能力与区域经济增长的作用机制显得尤为迫切，这为本文的研究提供的契机。

三、人力资本对区域技术进步贡献率的实证分析

人力资本是影响区域技术贡献率的核心变量之一，为深入研究人力资本及其内部结构的效应，通常将人力资本划分为一般人力资本和特殊人力资本两种。前者计算时一般将平均受教育年限的长短作为人力资本的代理变量；后者通常根据从业人员的受教育程度及受教育水平的高低进行衡量。

（一）一般人力资本对区域技术进步贡献率影响分析。

借鉴前人的研究，技术进步贡献率一般以研发支出作为代理变量，因为研发支出能够很大程度上影响创新产出，本文的研发支出的代理变量选择了各地区研究经费支出和实验发展经费内部支出；采用人均国内生产总值来表示不同地区经济发展的水平。其模型关系如式（1）所示：

从前面的文献综述中可知，人力资本与区域技术进步贡献率有对数关系，在引入各地区人均国内生产总值PGDP后，期半对数模型如式（2）所示：

上式中 Iit、Ki,t-2、PGDPi,t-2分别表示 i地区 t期的技术贡献率、t-2期的实验科研发展的支出总额和经济发展水平，Hi,t-2是t-2期i地区的人力资本存量，εi,t代表随机因素。β代表贡献率相对于科研支出的弹性，γ代表技术的创新能力对济发展水平的弹性。η为技术的贡献率对人力资本的半弹性，本文中η大于零，则两者之间有着正向作用；反之亦然。采用面板数据的固定效应模型，通过统计分析软件Eviews6.0进行相应的数据处理后，其回归结果如表1所示：

表1 全国各区域人力资本对技术创新影响的回归结果

由表1全国各区域人力资本对技术创新影响的回归结果可以看出，模型的整体拟合效果较好。从全国人力资本对技术进步贡献率影响的回归分析来看，全国水平上人力资本对技术创新影响存在正相关。从全国平均水平可以看出，研发内部支出对区域技术创新的影响远低于人力资本对区域技术创新的影响，与理论分析相符，地区经济发展水平对区域技术创新也有较大的影响，但是比研发支出的影响低，并且都要低于人力资本的影响。也就是说，人力资本对技术创新能力发挥了巨大的推动作用，这种推动作用要大于研发支出。另外，研发内部支出对技术创新能力增长的影响程度处于经济发展水平、人力资本水平之间，这不仅符合理论结果，也符合日常经验，研发支出对于东部和中部地区有较大促进作用。

（二）特殊人力资本对区域技术进步贡献率的影响分析。

特殊人力资本是根据从业人员的受教育程度，将其划分为小、初、高、大专及以上，并按照他们所占的不同比重来进行衡量。通过对四类特殊人力资本进行回归分析，其回归结果如表2所示。

从表2的回归结果可知：首先，从全国范围来看，技术创新能力对小学、初中、高中、大专及以上学历的人力资本的弹性系数分别为-1.08、-0.33、1.81和1.86，这表明低学历的人力资本对技术创新能力在我国平均范围内存在明显的负面影响，学历越低，负向影响越大，对技术创新的阻碍作用越大；学历越高，正向影响效果越大，对技术创新的推动作用越大。同时，科技研发金额支出的回归系数均超过0.9，各省市的PGDP的回归系数大约在0.5上下浮动，符合一般的人力资本回归模型，表明人力资本与区域技术进步贡献率息息相关，高水平的人力资本会提高该地区的研发水平，进而提高区域技术进步率、增强区域科技竞争力；反之，低水平的人力资本则会拉低研发水平、降低区域技术进步率、降低区域科技竞争力。其次，我国东部教育水平为初中以下的人力资本对技术的进步发展有阻碍作用，这是因为东部区域在长期发展过程中达到了比较高的水平，低水平的人力资本不能满足产业发展、技术研发、管理创新的需要。而高中及以上学历的人力资本的半弹性系数分别为1.15和1.75，人力资本水平与区域技术创新能力呈显著正相关，能明显地促进科学技术发展与创新。再次，中部地区的小学人力资本和初中人力资本与技术创新能力呈负相关，而高中学历和大专及以上学历对技术创新能力的半弹性系数分别为2.61与2.83，但是这些数据均未通过显著性检验。但可以看到研发支出对区域技术创新存在正向影响，人均国内生产总值对区域技术创新也存在正向影响，前者略低于东部地区，后者略高于东部地区。这是因为中部地区处于经济发展过程中，大量传统的企业与高新企业并存，因此对人力资本的学历没有东部地区那么高的要求，并且创新研发主要集中在一些对受教育年限要求比较低的行业。最后，从表2中可以看到，西部地区各学历层次均未通过显著性检验，表明西部地区人力资本水平相对较低，需要政府及社会各界努力促进。

表2 全国及东、中、西部区域人力资本对区域技术创新影响的回归结果分析

续表

四、创新能力对区域技术进步贡献率的检验及实证分析

创新能力是指能体现于一种产品或某类工艺从提出想法到变成实物、再到投放市场的整个过程。按照先后顺序，创新能力包括创新想法的产生、对想法的研究、对创新想法的开发、对其进行实物模拟、再进行流水线作业、投入商业化生产、再到投入市场进行扩散一系列活动。创新能力的本质是科技与创新的结合，是技术进步与应用创新的共同产物。通过文献研读发现，创新能力大多以专利申请量或受理量进行衡量，本文亦遵从此种做法。

（一）创新能力对区域技术进步贡献率的协整检验。

时间序列的协整检验是数据检验的重要环节，当一些非平稳数据的时间序列短期内不相关但长期来看趋于均衡时，可采用面板协整检验对其进行分析。以下首先对相关变量进行分析，分别用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验得到区域创新能力对区域技术进步率的单整阶数，确定他们满足进行面板协整检验的前提条件。各个变量的检验结果如表3所示：

表3 2005-2015年创新能力与区域技术进步贡献率面板单位根检验结果

lnI与lnH中都含有单位根，说明了在全国范围内关于创新能力指数与技术进步贡献率指数都可以看做非平稳序列，两者的一阶差分值的单位根都不存在。表明lnI、lnH的一阶差分值都属于I（0）序列，符合检验条件。与此同时，上述的检验方法可以较清晰地判断出创新能力与技术进步贡献率之间是否存在线性关系。在整个协整检验中，Grouprho-Statistic、Grouppp-Statistic和 GroupADF-Statistic是作为基于不同界面而且回归系数不同的前提假设，以下将采用Eviews 6.0对相关变量进行分析。若数据能够通过任意两种检验方式，就可以进一步确定两变量之间存在一定的协整关系，反之就代表协整关系不存在。

表4 2005-2015年创新能力与技术进步贡献率Kao和Pedroni检验结果

从表4中Pedroni和Kao检验的结果可知，对数据进行单位根检验后，技术进步贡献率与创新能力均为一阶单整。Kao检验的前提是两个变量不存在协整关系，而Kao检验在1%的水平上拒绝原假设，从而认为两个变量存在协整关系，即区域技术进步贡献率与创新能力之间存在长期稳定关系。

Pedroni检验的前提是两个变量不存在协整关系，实验的结果存在5%上与备选假设有较大范围内重合且与原假设不相符，两个变量之间存在着某种协整关系。由此可见，创新能力和技术进步贡献率之间存在着稳定的线性关系，这为接下来的实证研究奠定了基础。

（二）创新能力对区域技术进步贡献率的实证分析。

创新能力与技术进步贡献率有较大的正相关性，依据其关系可以构造数学模型，探讨两者之间的动态效应，其动态模型如式（3）所示：

其中，Ii,t、Hi,t-2、μ、i、t分别表示 i地区 t期的技术进步贡献率、t-2期的创新能力系数及随机扰动项。

从以上模型可推断，由于模型存在因变量的一阶滞后，若采用面板数据回归的一般方法对模型进行分析，则很容易受到自变量与随机扰动项的干扰，导致回归结果存在较大误差。因此选用GMM估计方法，利用Evieews6.0，工具变量选择与随机变量相关性很小但与自变量相关性较大的变量，以最大程度避免随机变量和扰动项的干扰，保证最大限度地得到合理的实验结果。将模型中干扰项较少的△lnlit-1选为工具变量，模型的回归结果如表5所示：

表5 全国及各区域创新能力与技术进步贡献率模型GMM回归结果

从表5广义矩估计回归结果可知，无论是全国、东部、中部或西部地区，各项变量均通过了显著性检验，说明模型的拟合度较高。下面将对以上模型的残差进行单位根检验以消除伪回归情况的影响。采用LLC检验、IPS检验、ADF Fisher检验和PPFisher检验残差中的单位根。4种方法的检验结果如果相同，则认为回归结果良好，能够表示研究要素相互之间的关系；4种检测当中的任意1种未通过，则回归结果较差，是一种“伪回归”，则不能表示出两变量之间的关系。检验结果如表6所示：

表6 2005-2015年创新能力与技术进步贡献率模型面板残差单位根检验

表6检验结果表明，模型的残差序列呈现零阶单整，说明不存在伪回归。通过动态模型的回归结果，可以得到如下结论：无论是全国还是东部、中部、西部区域，创新能力对技术进步贡献率具有显著的正向影响，其数值都大于0.7，说明前期的创新能力会对后期带来显著影响，产生长期的正向效应，也说明创新能力的发展可以显著推动区域技术进步贡献率的增长，这一结论与经验事实相符。从创新能力对技术进步贡献率的弹性来看，东部地区的数值为2.09，中部地区的数值为1.12，西部地区额数值为1.07，东部地区最大，而西部相对较小。

五、研究结论及启示

本文探究了人力资本与创新能力对与区域技术贡献率的影响，研究结论表明：第一，从总体上看，我国各区域的平均受教育年限在逐年攀升，人力资本水平均在增强，但人力资本对区域技术贡献率的影响呈现区域差异性，东部省市的人力资本水平与区域技术贡献率呈显著正相关，而西部地区未通过显著性检验，中部地区介于东部和西部之间，且这种差异随时间段的不同而呈现出动态性特征。第二，关于创新能力对技术进步贡献率的影响，无论全国还是东部、中部、西部区域，创新能力对技术进步贡献率具有显著的正向影响，表明创新能力的发展可以显著推动区域技术进步贡献率的增长。

这一研究成果从国家治理角度来看，政府应该统筹规划，加强东、中、西部省区的区域合作，在推动产业发展的同时，吸引人力资本回归中西部省区，进而协调各区域产业的发展。同时，应该把握亚洲新兴经济圈革新的契机，与周边国家合作形成更大的发展区域。

本文的研究也存在一定的局限性，本文只是考察了区域人力资本和创新能力对技术进步贡献率的影响，但区域人力资本的其他方面如人口密度、人口的流动等对经济的影响仍比较重要，限于篇幅，在这些方面并未涉足，由此可能会造成研究结论有一定的局限性。因此，未来期间仍需在这些方面作进一步的分析和验证，这也是今后可借鉴的研究方向所在。

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