1、上海经济承究2 删年第l e 麓人力资本与中国区域经济发展的关系面板数据分析金翱都段浩(南开大学中国城审与区域经济研究中心3 0 0 0 7 1)内容摘要：本文在卢卡新模型的基础上利用全国各省市区的萄板数据进行人力资本岛区域经洚发展羞距的实证分析，其分析期间设为1 9 9 7 年至2 0 0 4 年。首先利用永续盘存法估算各省市区的物质资本存量，利魇受教弯年限累积法结算各鹰事区的人力资本存薏，并把人力资本存量瓣分为初级人力资本存量、中等人力资本存量和尚等人力资本存量。本文的分析结果表明：物质资本和劳动力对聪域经济发展呈显著正相关；岛物质资本和劳动力相比，人力资本尚未对经济增长起到明显的促进作用
2、；高等人力资本对区域经漭发展有很强赡解释力。在毙基础上，本文提起政策建议，就是把教寅放在基域经资发展的重要战略地位上。关键词：人力资本存量受教育年限累积法物质资本存量区域经济发展枣垂努类警：蹦e 文簸拣识璃：A文囊编警：|1 3 豹(2 7)1 9 2 2 自从二战以来，经济增长理论的发展，特别是内生增长理论的发展，使得人力资本作为一个重要的变餐援引入生产函数。入力资本引入生产函数无论对理论研究还是蜜证研究都舆有重要意义，主要体现在提高了模型的解释能力，弥补了以往经验研究的重大缺陷。现阶段理论界不可否定人力资本是经济增长与经济发展的重要变萤。尤其是发展中国家以及发展中区域雨言，人力资本是发展的
3、重要基础之一，落詹区域的要素条件本身滞后予发达区域，其中入力资本的条件是非常严重的问题。改革开放以来，尤其是二十世纪9 0 年代以来，中国经济保持高速增长态势。与此同时，地区间发展差：雾也不蔹墟扩大。金攘部、郝寿义(2 6)的磁究表明在l 鹑1 年2 3 年鬟闻黻人均国蠢生产总煎计算的各省市区的变异系数、赫平搭尔一赫施曼系数、泰尔熵系数、平均对数偏差都呈现继续扩大趋势，东中西部地区间的发展差异也呈现不断的上升趋势。区域经济发展差距的扩大带来一个问题，即造成区域经济发展差距盼根本源霞及其缩小差异的对策。对中国送域经济增长差异阂题的很多实溅研究都涉及到人力资本这个重要指标，特别是经济增长、投资效率
4、、区域差异和全要素生产率的研究。但是，入力资本估算研究的滞后使得在相关研究中对人力资本往往使用不同的测箕方法、不同的代理变攘，所得到的结论也各不穗阔。这种现象必然会影嚷后续研究豹可靠性和说服力，麸丽，关予入力资本存量售算还有较大的改进余地。本文在以往研究的基础上重新估算中国各区域的人力资本存最，在此基础上分析人力资本与区域经济发展的关系。人力资本是总体的概念，一般来讲教育对人力资本的形成发挥重要的作用，为了分析不同教育水平所形成的人力资本对经济发展的影响，本文把人力瓷本捌分为初级入力资本、中等人力资本和高等人力资本，并进行检验不同人力资本对区域经济发展的影响。本义的分析结果对现实教育发展能够提
5、供重要的政策依据。收稿网期：2 0 0 7 _ 呻8 一1 4南歼大学“9 8 5 工程”区域经济阻家哲学社会科学创新基地基金资助。一2 2 万方数据2 0 0 7 年第J D 朋上海经济研究一、文献回顾巴罗(B a 丌o，R J，1 9 9 1)的研究表明，初始人力资本存量通过促进技术进步、扩散和学习对经济增长产生积极的促进作用。这一研究成果已被学术界广泛接受，后来的研究多是在此基础上对此做了理论和经验扩展。国家间的实证分析有不同的分析结果。蹦c h e t t，L(1 9 9 6)利用9 1 个国家1 9 6 0 年。1 9 8 5 年增长率的横截面数据进行回归分析发现，人力资本积累对生产
6、力增长具有显著的负面影响。巴罗、萨拉伊马丁(1 9 9 9)的回归分析表明，男性中等和高等教育程度的系数是显著的，女性中等教育程度和高等教育程度对人均G D P 增长率却有负面影响。对中国经验的实证分析却没有得到一致的结论。蔡畴、都阳(2 0 0 0)采用F G L S(F e a s i b l eG e n e r l h z e dk 嬲tS q u a r e)回归方法，对1 9 7 8 年一2 0 0 0 年中国区域经济增长趋同的研究表明，人力资本的初始秉赋，非常显著地与增长率正相关，是促进增长速度的重要因素。周英章、孙崎岖(2 0 0 2)考察了教育投入对实际经济增长的贡献并对二者
7、做了格兰杰因果检验，实证结果表明：教育投入具有非常明显的经济增长效应，而经济增长对教育投人也有重要的影响。因此，在中国教育投入和实际经济增长之间存在着互馈关系。闫淑敏、秦江萍(2 0 0 2)的研究表明，东中西部三大地带的人力资本同经济增长均呈正相关关系，东部地区相关程度最高，中部居中，西部最低。W a n 只，Y&Y 舯，Y D(2 0 0 3)的研究发现，在1 9 5 2 年一1 9 9 9 年期间，人力资本对经济增长具有促进作用，但改革开放以后的作用小于改革开放之前。边雅静、沈利生(2 0 0 4)利用1 9 9 6 年。1 9 9 9 年的数据，发现人力资本对经济增长具有积极作用。赖明
8、勇、张新(2 0 0 5)研究也发现在1 9 9 6 年一2 0 0 2 年期间人力资本对地区生产总值增长率具有正向作用。而沈坤荣、耿强(2 0 0 1)的研究却表明，人力资本存量对人均国内生产总值的解释并不显著，人力资本对经济增长的促进作用尚未显现。徐现祥、舒元(2 0 0 5)的研究也发现，进入2 0 世纪9 0 年代后沿海、内地各自的组内收入差距缩小，组间差距不断扩大，主要源于物质资本的单独效应，人力资本并没有主导地区内收入差距的实际变动模式，中国地区出现双峰趋同。林毅夫、刘培林(2 0 0 3)的研究表明，1 9 7 8年。2 0()0 年期间，人力资本对劳均地区生产总值的年平均增长率
9、的影响不显著。对同一现象的分析得到的结论差异为何如此之大，可能的答案是人力资本概念上的模糊性使其可测性很差。在实证研究中，不同的研究者往往使用不同内涵的人力资本定义和不同的代理变量，由此得到不同，甚至相反的结论也就不足为奇了。同时，上述研究把人力资本作为一个整体，往往只使用单一变量代理，没有区分不同人力资本的不同组成部分对产出的不同影响，这显然不能得到令人信服的结论。还有学者尝试从新的角度研究人力资本与区域经济发展差距的关系。G a l o r，O&z e i m J(1 9 9 3)研究了在信用市场不完善的情况下，财富和收入分配通过影响人力资本投资而影响经济增长的机制。陈钊、陆铭、金煜(2
10、0 0 4)针对人力资本在解释中国区域经济增长中的重要作用，而在研究中又缺乏人力资本存量省级面板数据的现实情况，在对晚近研究总结的基础上，根据现有数据估测出一套1 9 8 7 年一2 0 0 1 年的人力资本和教育发展的省级面板数据。他们的分析结果表明，教育指标仍然是揭示地区差异的一个因素，但其在解释区域间收入差距中的相对重要性已经明显下降。白雪梅(2 0 0 4)从平均受教育年限及其离散程度对收入不平等的影响来构建分析模型。回归结果表明，在中国不能显著拒绝平均受教育年限与收入不平等程度之间的倒“u”型关系。在教育不平等程度保持不变情况下，平均受教育年限达到9 3 年左右时，收入不平等程度达到
11、最大。中国目前平均受教育年限为7 7 年，显然还处于倒“U”型曲线顶点的左侧。这些研究表明关于人力资本和区域差距的研究已经逐渐突破简单计量回归的阶段，也为下一步理论和实证分析的进展提供了新的方向。一2 3 万方数据上海经济研究2 0 钟年甍l O 期二、物震资本存量估算本文首先要估算物质资本存量。永续盘存法(P e r p e t u a ll n v e n t o r yM e t h o d，P I M)的基本思路是根据累计的透定资产投资计算资本存量。嚣兹，它被O 嚣c D 大部分国家采耀，已戒力醒际上较为遏行酶罴予估计物质资本存摄的方法。P I M 的本质是把不同时期的投资流量按照资本
12、服务的效率整合成具有同质性和祷代性的资本存量。资本存量在本质上是一个数量指标，在生产者意义下，资本存量边际生产率应该是一致的。它酌基本公式隽：鼯I t+(1 一d。)K l(1)其中，K 表示第t 年的物质资本存量，K。表示第卜1 年的物质资本存量，l l 表示第t 年的薪增的投资，岱。表示第年懿折 蠢率。有许多学者送行避应蒡lP|酶计算中国资本存量的尝试。在这方嚣毖较毒代表性的研究包括贺菊煌(1 9 9 2)，c h o w，G C(1 9 9 3)，任若恩和刘晓生(1 9 9 7)，王小鲁和樊纲(2 0 0 0)，张浑(2()0 2)，张军和章元(2 0 0 3)，张军、吴挂英、张吉鹏(2
13、 0 0 4)，宋海岩、刘淄德、蒋萍(2 0 0 3)，龚六堂和谢丹阳(豹漩)等。但赢于大家对资本存量的估算方法幂尽相同，扶丽在溅算生产函数及生产率等阐题上产生了很多分歧。张军等人的研究从不同方面全面估计了可能遭遇的问题，对这一问题提供了相对成熟的研究体系。本文采用张军(2 0 0 2)和张军等人(2 0 0 3、2 0 0 4)等一系列研究中提供的估算方法。对中国资本存爨酶估算面临的最大问题是统计数据的不全面以及前后统计疆径的不一致。因此，在数据的处理上必须进行细致的分析和对比研究，尽可能获取客观真实的数据。网家统计局国民经济核算司出版的中国国内生产总值核算历史资料(1 9 5 2 一1 9
14、 9 5)及其续篇中国国内生产总值核算历史资料(1 9 9 6 2 0 0 2)，结会薪中国五十年统计资料汇编分省数据以及以后年份中震统计年鉴提供酌数据，就为结算省级资本存量提供了客观支持。由于缺乏相关的数据，利用P l 磁计算中国资本存量非常困难。比较突出的困难在于获得以下方嚣的资料：基年资本存量的确定；资产折懒模式以及折旧率的阔题；新增投资的确认等。并且，对于官方公布的统计资料中菜些年分数据缺失的部分省份，我们还必须考虑数据补全的问题。在永续盘存法的意义下，如果基年的选择越早，郄么基年炎本存量估计的误差对后续年份的影响就会越小，所以考虑到数掇的讶得性及与阏类研究的可沈性，本文采用的基年是1
15、 9 7 8 年。考虑到我们的这项研究需要估计的是各个省区市的初始资本存量，而已有研究又缺乏个相对统一的估计值，以及将这一值分配到各个省的合理方法，在本文中采用的估诗方法翔张军等人(2 0 0 4)相同，鄄用各省区枣1 9 7 8 年的固定资本形成除以l o 作为该省隧市的初始资本存量。表1分地区各省初始资本存量地区资本存量(亿元)地区资本毒黛(亿元)地致费豢存量(亿元)北京2 4 8 4安徽1 S 8 s贵州1 7 9 8天津1 8 5 5山西2 7 4 0云南2 0 5 5河北5 1 3 9江西2 9 7 1西藏1 8山东6 2 3 2害薜1 8 1，6决西2 3 1 8上海3 1 6 9
16、河南4 0 6 6甘肃2 8 1 6辽宁3 3 6 _ 3湖北3 1 4 O青海8 9 O广东毒雕2潮赢2 7 6 8宁芰4 5浙江2 3 2 3黑龙江2 6 8，9新疆1 3 2 4福建1 3 2 5内蒙古1 6 S 6四川3 4 9，6江苏髻捧。广西2 0 8 9海南2 1 9东部省均3 1 0 5中部省均2 6 0 4西部省均1 6 8 52 4 万方数据2 0 0 7 年第l o 期上海经济研究注：未包括重庆市数据；统计资料中仅公布了1 9 7 8 年海南和西藏基本建设投资和更新改造投资、宁夏基本建设投资的数据对于海南和西藏，我们用基本建设投资+更新改造投资近似代表固定资本形成，对于宁
17、夏，只有直接用基本建设投资的数据。数据来源：根据新中国五十年统计资料汇编和中国G D P 核算历史资料(1 9 5 2 1 9 9 5 年)计算得到。分地区各省初始资本存量一开始就存在明显的差距，从表1 中可以看到这一点。东部地区、中部地区和西部地区省均初始资本存量以3 1 0 5 亿元、2 6 0 4 亿元和1 6 8 5 亿元呈典型的级差递减趋势。各地区发展的起点存在较大的差距，这将会对它们以后的发展起到重要影响。在折旧的处理上，方法主要分为两类：第一类是利用国民收入关系式间接核算各省的折旧序列，如C h o w。G C(1 9 9 3)使用公式：“折旧额=G D P 一国民收入+补贴一间
18、接税”，来计算1 9 7 8 年至1 9 9 3 年全国的折旧额；第二类是大部分研究采用的方法，就是估计一个合理的折旧率，对历年资本存量进行扣减。但是在折旧率的选择上，各个研究有较大的出入。王小鲁和樊纲(2 0 0 0)假定折旧率为5；龚六堂和谢丹阳(2 0 0 4)对全国各省都假定了l o 的折旧率。为了与永续盘存法的内在含义相一致，在资本品的相对效率按照几何方式递减的假定下，张军等人(2 0 0 4)采用代表几何效率递减的余额折旧法：d，=(1 一d)，下=0，l(2)其中d 代表资本品的相对效率，即旧资本品相对于新资本品的边际生产效率，a 代表重置率或者折旧率，因为它们在此时是相等的，T
19、 代表时期。在相对效率几何递减模式下，重置率在各年的分布是不变的，张军等人(2 0 0 4)计算得到了各省固定资本形成总额的经济折旧率为9 6。已有研究对当年投资的选取主要分为三种，第一种是采用所谓“积累”的概念及其相应的统计口径，如C h o w，G C(1 9 9 3)。第二种是采用全社会固定资本投资，如王小鲁和樊纲(2 0 0 0)。第三种是大部分近期研究采用的资本形成总额或固定资本形成总额积累是在物质产品平衡体系M P s 下核算国民收入时度量投资的指标。但是从1 9 9 3 年起，新的联合国国民经济核算体系s N A 体系不再公布积累数据，也没有相应的价格指数，所以我们无法沿用此法。
20、根据在中国国内生产总值核算历史上有过两次历史数据的重大补充和一次重大调整，固定资本形成净额是与固定资产积累等价的概念，而1 9 9 3 年以后统计年鉴上公布的固定资本形成总额可以被视作未扣除折旧的投资指标。全社会固定资产投资总额存在的主要问题是与s N A 的统计体系不相容，是中国投资统计特有的指标。因此，我们在本文中采用的当年投资指标是固定资本形成总额，并且认为它是衡量当年投资的合理指标。在确立以上三个关键变量之后，本文按照公式(1)的方法估计各省分的物质资本存量。数据主要参考了国家统计局先后出版的新中国五十年统计资料汇编、中国国内生产总值核算历史资料(1 9 5 2 1 9 9 5)、中国
21、国内生产总值核算历史资料(1 9 9 6 2 0 0 2)以及2 0 0 3 年至2 0 0 5 年的中国统计年鉴。三、人力资本存量估算现有相关研究大多选用一些教育变量来代理人力资本。R o m e r，P M(1 9 8 9)、蔡防和都阳(2 0 0 0)等采用成人识字率数据；B a r r 0，R J(1 9 9 1)、L e v i n e，R&R e n e l t，D(1 9 9 2)等采用人学率标准；沈坤荣和田源(2 0 0 2)用各地区从业人员中大专以上学历的总人数来代理人力资本存量等。这些文献出于研究和数据收集的方便，只选取某一个或两个指标，但这些单项指标只是表明了教育发展某一
22、方面的情况，并不能直接代理人力资本存量。使用教育年限法衡量人力资本存量在技术上存在一个重大缺陷，就是无法顾及人力资本积累的累积效应，实际是把1 年的小学教育形成的人力资本等同于1 年大学教育所形成的人力资本。真正意义上的人力资本存量必须考虑人力资本的累积效应。本文利用公式(3)估算各省份的人力资本存量。R：一助L(3)一2 5 万方数据上海经济研究2 D D 7 年第J D 期“E)是教育回报率，指多接受一年教育使劳动力的生产效率提高的比例。如果E：0，f=0，则R=e 蚂L=L，即没有受到学校教育的劳动力只能提供一单位简单劳动。用上述公式(3)把受教育年数转换成人力资本存量时，需要确定教育回
23、报率，由于目前在国内并没有一个公认的分阶段的教育回报率数据。被广为引用的P s a c h a r o p o u l o s，G&P a t r i n o s，A(2 0 0 4)提供的数据表明，中国教育回报率在小学教育阶段为0 1 8 0，中学教育阶段为0 1 3 4，高等教育阶段为0 1 5 l，它与亚洲国家和地区的平均水平比较接近。设为分段线性函数，教育年数在0 年6 年之间的系数确定为0 1 8 0，6 年1 2 年之间为0 1 3 4，1 2 年以上为0 1 5 l。据此，我们定义与受教育年数对应所形成的人力资本存量，受教育年数在0 年。6 年之间为初级教育人力资本存量，6 年一
24、1 2 年之间为中等教育人力资本存量，1 2 年以上为高等教育人力资本存量。目前在中国各类公开出版的统计资料中，最能够用来度量各地区的人力资本和教育发展水平的数据是历年中国人口统计年鉴公布的抽样调查或普查的人口受教育结构数据，但是这个数据存在着缺失年份和各年间数据统计口径不一致的问题，因此不能直接使用。为了计算的方便，在本文的估算过程中，我们对可用的数据进行了计算，建立了相应的各省和各受教育层次的人力资本存量指标。本文所使用的受教育数据取自1 9 9 8 年一2 0 0 5 年历年的中国人口统计年鉴中的人口受教育结构数据。其中，2 0 0 0 年的数据结构较为完整，为未上过学、扫盲班、小学、初
25、中、高中、中专、大专、本科、研究生及以上；其他年份的数据结构为不识字或识字很少、小学、初中、高中、大专以上，并且2 0 0 2 年为分城市、乡村和镇的受教育程度指标，我们通过合并计算得到各受教育程度的人口。因此，我们将根据1 9 9 7 年一1 9 9 9 年和2 0 0 1 年一2 0 0 4 年的口径一致的数据计算各省总的人力资本存量和各种教育层次形成的人力资本存量，对2 0 0 0 年的人力资本存量我们单独计算。根据上述提供的方法与模型，对1 9 9 7 年一1 9 9 9 年和2 0 0 1年一2 0 0 4 年的口径一致的数据计算各省总的人力资本存量和各种教育层次形成的人力资本存量建
26、立计算公式(4)：5H。：H E 庐1 i=l2H=H E 沪1 I、(4)：1(1-=0 J 8 0，h jE(o，6)H，=H 跏h“_；1 2=o 1 3 4，l l i E(6，12)i 313=0 1 5 1，I l i 1 2H h：H E 5 t e l 其中，i-1，2，3，4，5，分别表示不识字或识字很少、小学、初中、高中、大专以上，对应的h i 是第i 学历水平的受教育年限，分别为1、6、9、1 2、1 6。H。表示t 年的人力资本存量，地、H pH 分别表示第t 年初级教育、中等教育和高等教育形成的人力资本存量，H k 表示第t 年i 学历水平的人口数。1i 是教育回报率
27、，指受教育年限增加一年使劳动力生产效率提高的比例，即受教育年限每增加一年所带来的人力资本增加的比例。对2 0 0 0 年人力资本存量的计算，我们在公式(4)的基础上进行修改，i _ 1，2 9，分别表示未上过学、扫盲班、小学、初中、高中、中专、大专、本科、研究生及以上，对应的第i 学历水平的受教育年限H i 为0、l、6、9、1 2、1 2、1 4、1 6、2 0，其他不变。本文的估算结果表明，在1 9 9 7 年一2 0 0 4 年间，全国各地的教育和人力资本存量积累均获得了较快发展。在此期间，全国的人力资本存量增长1 6 4 8。其中，高级人力资本存量增长幅度相当大，为1 1 7 0 7，
28、中等人力资本存量的增长也较大，为2 8 3 7，但是，初级人力资本存量却出现负增长，为一1 9 9 0。总体来看，高等教育指标发展最为迅速，在全国范围内，高等教育形成的人力资本存量占总量的比重由1 9 9 7 年9 3 9 提高到2 0 0 4 年1 7 5 1。而中等教育形成的人力资本存量占总量的比重由4 8 7 1 提高到5 3 6 8。但初级教育形成的人力资本存量占总量的比重由4 1 8 9 下降到2 8 8 1。一2 6 万方数据2 0 0 7 年第J D 期上海经济研究四、实证分析其中，K(t)为物质资本，l(t)劳动总量，h(t)表示不同个体的生产能力，p(t)为人力资本存量中用于
29、生产部h a：螋(6)J。l(h 灿P(t)，s(t)，H(t)分别对应受初等教育、中等教育和高等教育所形成的人力资本。对p(t)l(t)用从业人员L(t)本文的样本是1 9 9 7 年一2 0 0 4 年全国3 1 个省市区。我们估算了1 9 7 8 年至2 0 0 4 年的物质资本存量(K)数据，正如上文所说在永续盘存法的意义下，如果基年的选择越早，那么基年资本存量估计的误差对 万方数据上海经济研究2 0 0 7 年第l o 期异。3 分析结果在实证分析中，本文采用面板数据分析模型。由于面板数据包括时间序列和横截面两方面的数据，可以构造和检验比单独使用时间序列数据或横截面数据更为真实的行为
30、方程。但采用面板数据可能会同时带来异方差和序列相关的问题，因此本文使用似不相关回归(S e e m i n g l yU n r e l a t e dR e 嚣r e s s i o n，S U R)进行检验，对模型进行相应的广义最小二乘法(G e n e r a l i z e dI J e 鹊tS q u a r e d，G L s)估计。s u R 是考虑到方程间的误差项存在异方差和同期相关的条件下，估计多个方程所构成的系统参数。在使用s u R 进行检验时，面板数据方程估计权重选择有两种：截面成员残差协方差矩阵和时期残差协方差矩阵。其中，前者要求时期个数必须大于截面成员个数，后者则相
31、反。在本文的样本中，由于地区截面成员有3 1 个，大于时期数8，因此，在实证中使用G I s 回归，面板数据方程估计权重使用时期残差协方差矩阵。估计结果如表2。在表2 中，计量结果显示回归方程具有较高的拟和优度，F 统计量也较大，表明方程顺利通过显著性检验，方程的D w 统计量大于1 5 也表明模型不存在明显的序列相关问题。具体结果解释如下：第一，物质资本和劳动力显著正相关，对于经济增长依然有很强的解释力。边雅静、沈利生(2 0 0 4)利用1 9 9 6 年一1 9 9 9 年的数据，发现人力资本对经济增长具有积极作用，还发现东部地区和西部地区人力资本对经济增长的作用都小于物质资本。莫志宏(
32、2 0 0 4)和李秀敏(2 0 0 7)的研究也发现中国绝大多数地区的经济增长仍然依赖于物质资本。本文的分析结果表明，在1 9 9 7 年一2 0 0 4 年期间，中国区域经济增长主要依靠要素总量的增加，要素质量的作用相对地小。我们比较物质资本、劳动力和人力资本对于经济增长的解释程度，可以看出，物质资本投入的产出弹性为0 5 l，劳动力的产出弹性为o 3 7，二者共同解释了经济增长的8 8 3 5，人力资本积累还尚未对经济增长起到明显的促进作用，各省市区的经济增长还依然处于要素投入拉动阶段。这与目前的经济增长现实相对应，经济较为发达的地区拥有较大的物质资本存量，同时吸引了规模庞大的劳动力参与
33、到生产中去，而这种依靠要素投入拉动的经济增长方式是否可持续，还有待验证。表2人力资本存量结构对区域经济增长的回归结果变量L n(K)L n L n(P)L n(S)L n(H)0 5 1 0-0-3 7 4“O 0 8 7一O 1 1 5 O 1 3 9 回归系数(2 1 9 8 8)(6 9 3 1)(1 0 3 8)(一2 0 3 3)(2 4 2 0)O 9 9 6F 统计量1 5 0 5 5 5 5 0D w 统计量1 7 2 0注：括号里是t 值；为p O 0 1，为p O 0 5 0第二，本文的结果显示了人力资本三个组成部分对经济增长的不同作用。与前人研究不同，本文把人力资本划分为三种不同教育文化程度的人力资本。其中，高等教育文化程度的人力资本(H)与经济增长在5 显著性水平上正相关；中等教育程度人力资本(S)与经济增长显著负相关，显著性水平也是5；基础教育程度人力资本(P)与
