人力资本存量、人力资本结构与FDI互动关系研究

摘 要：人力资本和外商直接投资(FDI)都是一国经济增长的驱动因素，但两者并不独立，而是互为补充的，东道国人力资本及其结构影响到一国吸收FDI的能力，同时FDI能够增加东道国的人力资本存量，改善人力资本结构。本文在分析两者之间关系的基础上，针对我国目前的情况，提出要加大我国的教育投资，提高人力资本水平，改善教育不平等观点来积极吸引FDI。

关键词：人力资本存量；人力资本结构；FDI

中图分类号：F224．0文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2008）09-0063-08

2003年以来，中国经济始终保持至少10%的增长速度，因而被誉为神话的创造者。这其中的一部分功劳要归功于外商直接投资（FDI）对经济增长的促进作用。自从20世纪80年代卢卡斯和罗默将人力资本作为一个要素纳入新经济增长理论框架中以来，国内外大量研究表明一个国家人力资本存量和结构也是该国经济增长主要影响因素，那么FDI与人力资本存量及其结构之间是相互独立地还是相互促进、相互补充地影响着经济增长呢？本文试图从定性与定量两个角度对此进行分析。

一、人力资本与FDI互动作用机制的理论框架及相关文献回顾

人力资本和外商直接投资存在良性循环关系，外商直接投资对东道国的人力资本发展起了很大的推动作用，人力资本本身也对外商直接投资有很大影响。具体可归纳为以下几个方面：

1．人力资本存量决定了FDI的规模和区位选择

早在1988年，卢卡斯就认为发展中国家人力资本短缺不利于外资进入，在吸引外资的诸多因素中，人力资本具有决定性作用。倪海青和张岩贵通过构建一个综合考虑教育和“干中学”效应的人力资本模型计算了我国1978―2004年的人力资本指数。通过对人力资本指数与FDI的计量检验发现，我国FDI与人力资本存量之间存在着相当紧密的同向变动关系，人力资本积累有利于吸引更多的FDI，但FDI并没有对人力资本积累形成强有力的促进作用[1]。沈亚芳在省际层面数据的基础上，实证分析了人力资本水平对外商直接投资区位选择的影响方向、影响程度的时序变化及其在东、中、西部的差异，得出的结论是：人力资本水平对外商直接投资的区位选择有正的影响并且影响程度正在增强。FDI更愿意选择在人力资本水平较高的地区投资[2]。沈坤荣和田源利用计量模型实证分析显示，地区人力资本存量指标与吸引的外商直接投资量及项目规模存在着显著的正向关系，从而证实了人力资本存量的增加有助于提高本地区吸收外商直接投资的总量水平和平均规模水平[3]。沈坤荣和耿强采用计量模型实证分析了吸收外国直接投资带来的先进技术，必须要有足够的人力资本存量[4]。

2．FDI通过技术外溢增加东道国人力资本存量

对于发展中国家来说，吸引和利用国际技术扩散效应是其技术进步与经济增长的主导因素之一。FDI可以通过直接方式和间接方式产生技术外溢来增加东道国的人力资本存量。首先，外商直接投资公司的产出和税赋贡献使得东道国有更多的财力支持教育投资，为员工提供高薪和良好的发展机会，能够吸引东道国的海外学子学成回国工作，抑制了东道国人才的外流。其次，外商直接投资企业给员工提供各种形式的培训:从简单的生产性操作人员到监管人员，从高级技术人员到上层经理人员，无疑这些培训会提高东道国的人力资本质量，并且在东道国开展日常运作时会和企业部门和非企业部门发生接触产生技术外溢[5]。再次，外资企业先进的技术水平、经营理念和管理经验对东道国相关企业产生强烈的竞争，这种竞争必然导致东道国的企业无论从管理层、技术层、还是普通的生产操作层的人员都必须积极学习更新理念才能不被淘汰，这一过程会增加东道国的人力资本水平。最后，东道国员工在外资企业工作期间积累了各种相关的技能，当这些员工跳槽到东道国当地企业或创办自己的公司时，其在跨国公司所学到的各种技术也随之外溢，从而增加国内人力资本存量。

3．人力资本结构影响FDI的区域定位

国内外大量研究文献表明人力资本结构会影响一个国家或地区的经济增长速度和收入分配，进而影响一个国家或地区的社会和谐和政治稳定。杨俊和李雪松引入生产函数的分析框架，运用我国29个地区（重庆和除外）1996―2004年的省际面板数据，通过建立变截距模型实证探讨教育基尼系数对经济增长的贡献，结论是教育基尼系数与经济增长存在显著的负相关关系[6]。李亚玲和汪戎使用标准差反映各地区人力资本结构，利用中国29个省份（重庆市并入四川省，除外）横截面数据，建立简单一元回归模型对人力资本结构与人均GDP的相关关系进行了验证，结论是教育不平等程度每下降1%，人均GDP将增加2．46%[7]。李秀敏利用1990―2004年中国30个地区（除重庆）的面板数据，建立变系数模型，检验人力资本和人力资本结构同区域经济增长的关系。实证结论是人力资本结构系数每减少1%，地区生产总值将增加0．18%―0．51%[8]。笔者相信一个国家或地区的政治环境稳定、社会和谐以及高速稳定的经济增长是外商直接投资进行区域选择的重要决定因素，在一个健康、稳定、和谐和经济持续增长的投资环境里，投资的风险就会降低。已有学者将FDI与人力资本结构之间的互动关系进行了研究，杨蓉、赵曙东和刘正良将一个国家或地区人力资本与经济活动结合，考察了中国各地区人力资本分布结构对FDI效应的影响，采用的模型是Borenszteine[10]提出的人力资本内生模型，将人均GDP作为被解释变量，FDI占GDP比重、各地区科技人员占当地总人口比例TPit的代表各地区人力资本结构、以及FDI与TPit乘积作为FDI与人力资本结合程度指标为解释变量，采用我国30个省从1999―2002年间的面板数据，估计方法采取没有个体影响模型，得出结论是中国人力资本在总体层面(人口和就业)上的提高对经济增长具有正向促进作用，但对提高FDI效应的影响甚小；而人力资本在企业层面(科技人员下企业比重和企业员工中科技人员比重)的提高对经济增长的促进作用不大，但对FDI效应的促进作用明显[9]。笔者认为该结论值得商榷，因为我国各地区发展极不平衡，各地区人力资本分布结构不平衡，在引进FDI方面的政策与优势也大相径庭，实际获得FDI额差异较大。据商务部外资统计数据，截止到2005年，东部地区吸引外资项目数、合同外资金额及实际使用外资金额分别占全国的82．43%、86．78%和86．25%；中部地区分别占11．04%、7．69%和9．16%；而西部地区只占6．53%、5．53%和4．59%。即使是在同一地区，各省市之间的引资额也存在着较大差异，这样在面板数据中采用没有个体差异的模型显然是不合理的，至少在统计上没有通过F检验。另外从近几年商务部外资统计数据来看，我国外商直接投资主要集中于制造业、房地产业、电力燃气及水的生产与供应业和租赁与商务服务业，它们实际外商直接投资总额占全部FDI总额达到83%。其中制造业比重最大达到63%，房地产业次之达到11%，电力燃气及水的生产与供应业位居第三达到5%，而信息传输和软件计算机服务、科学研究、技术服务和地质勘查这样高技术行业所占比重仅占约2%数据由商务部外资统计数据整理而得。，这说明我国现阶段外商直接投资主要集中于第二产业，从而笔者认为现阶段用受高等教育的人口比例来衡量一个地区劳动力所具备的高等教育和相关技能的程度，进而分析一个地区引进FDI潜力是不合适的。鉴于此，本文用平均受教育年限代表人力资本存量指标，用教育泰尔系数衡量人力资本结构。

4．FDI通过技术外溢会改善东道国的人力资本结构

我国目前还存在着教育不平等的现象，主要影响因素可归结为：首先，人力资本流动的不平等。中国劳动力市场不健全，劳动力市场没有完全放开，存在着各种各样的限制，尤其是农村大量的剩余劳动力要向城市转移，而现行的劳动力流动体制严重制约着农村劳动力的转移。还有一些人为的封锁，不但阻碍了劳动力的流动，而且限制了人力资本市场的开放度，影响了人力资本的形成。其次，人力资本投资在方向上和地域性上不平等。政府每年的物质资本投资大大超过人力资本投资，教育投资还存在城乡的不平等，城乡差距过大，我国的教育投资还存在严重的地域差距，从经费上看，东西部差异显著，更为直接的证据是受教育程度的不同。最后，我国教育资源配置失衡。具体表现在教育资源在初等、中等、高等教育中分配不均以及城乡分配不均。FDI的引入首先会解决我国一部分人的就业问题，同时激励东道国为了吸引高附加值的FDI，积极发展相关产业所需的教育。陈飞翔和郭英定性分析了外资企业有利于为东道国创造一个良好的教育环境[5]，对员工的培训为东道国增加了一部分教育投入，一般外资企业会向东道国做一些福利事业例如：向中小学校提供金融资助或专家学者，捐助或资助电脑等资本设备；为那些被公共教育拒之门外的人们提供补习教育的机会。另外外资企业经常与高校联合或者其分支机构为当地高技能的理、工、商专业毕业生提供就业机会，由于被雇佣者享受了跨国公司的高工资和优越的福利待遇，从而刺激了东道国人们对高层次教育的追求。从商务部2005年外资统计数据来看，FDI在我国投资行业分布中农、林、牧、渔业等第一产业，建筑业、房地产业等第二产业比重有增大的趋势，这在一定程度上可以解决农村劳动力就业，降低城乡在教育、收入上差距进而改善人力资本结构。

通过以上综述我们发现：首先，目前国内学者关于人力资本与FDI关系问题的讨论多集中在人力资本存量指标与FDI关系上，而且由于人力资本存量指标的选择不同，分析的手段不同，很多学者得出的结论值得商榷，例如倪海青和张岩贵[1]通过构建“干中学”人力资本指数代替人力资本存量指标得出结论：虽然人力资本存量增加会导致FDI增加，但FDI的增加没能促进我国的人力资本积累，这显然有悖事实。其次，在人力资本存量这一指标选择上众说纷纭：沈亚芳[2]用从业人员中大专以上学历的总人数代表，沈坤荣[4]用每年高校人数所占比例代表，笔者认为根据我国目前的国情与FDI投资行业特点，与我国FDI相结合的不仅仅是受过大专以上教育的劳动力，对那些投资于农业、建筑业的FDI可能还有大量的只受过小学、初中甚至更低教育层次的人口。最后，关于人力资本结构与FDI关系上研究甚少，而且多是定性研究。而且关于人力资本结构的内涵也是各有千秋，杨蓉、赵曙东、刘正良［2006］将人力资本结构定义为：一个国家或地区人力资本与经济活动结合程度，但笔者认为FDI的区位选择更依赖于一个地区的社会、经济环境的稳定和谐，从而在与FDI的关系讨论上，人力资本结构更应侧重于人力资本分布的合理性、平等性。

鉴于以上考虑本文中提出以下假设并尝试用中国数据进行实证分析。

假设1：人力资本存量增加会增加一个国家或地区的FDI，FDI增加也会增加该国或地区的人力资本积累。

假设2：人力资本结构越平等在吸引FDI方面越有潜力。

假设3：FDI增加会改善人力资本不平等性。

二、人力资本存量、人力资本结构与FDI互动关系的实证分析

1．指标与数据

我们用平均受教育年限代表人力资本存量水平，为了数据的可得性与可比性，我们使用6岁及6岁以上人口受教育程度数据，这里将受教育程度分为文盲半文盲、小学、初中、高中、大专及以上5个层次，小学到大专及以上，根据公式u=∑5i=1piyi计算我国人口平均教育年限u，其中pi为各个教育层次人口占全国人口的比例，yi为各个教育层次人口的累计教育年限，定义各教育层次的受教育年限依次为3年将文盲半文盲人口受教育年限定为三年是基于以下考虑：第一，我国的文盲半文盲人口指未受过小学及以上教育的人口，但半文盲人口参加过识字班、扫盲班，文盲人口中大多数人也不是一字不识，而且从人力资本存量核算的角度来说，以往文献认为文盲半文盲人口的人力资本存量为0也是不适宜的。第二，基于我国国情考虑，文盲半文盲人口所占的份额较大，如果将其人力资本存量设为0会使人力资本结构系数估计偏高。、6年、9年、12年和16年。数据来源于1991―2005年的《中国人口统计年鉴》，1990年、2000年采用人口普查数据，其它年份采用1‰左右的抽样调查数据。因为所使用1991年和1992年没有全国6岁及6岁以上人口受教育程度的抽样调查数据，我们根据1990年的人口普查数据进行了推算。推算的基本思路是：以1991年为例，1991年的某一受教育程度人口=1990年的该受教育程度人口+1991年新增的该受教育程度人口-1991年减少的该受教育程度人口。其中，1991年新增的文盲半文盲人口为1991年学龄儿童不在学的人数，由于学龄儿童入学率是指已入全日制小学和多种形式简易小学(包括教学班、组)的儿童占学龄儿童总数的百分比，因此学龄儿童不在校人数=小学在校生数/学龄儿童入学率-小学在校生数，减少的文盲半文盲人口为1990年的文盲半文盲人口在1991年死亡的人口，它等于1990年的文盲半文盲人口乘以1991年文盲半文盲人口的死亡率；1991年新增的小学至高中受教育程度的人口为1991年各教育层次的招生数，减少的人口由两部分构成：一部分为1990年该受教育程度人口在1991年死亡的人口，另一部分为1991年各教育层次毕业生升入上一层次学校的人数(如小学升初中，初中升高中，高中升大学)，死亡人口的推算方法如文盲半文盲人口，升学人数按上一层次学校招生数计。1991年新增的大专及以上教育程度人口推算方法同小学至高中程度人口，减少的人口只有1990年该教育程度的人口中在1991年死亡的人口，推算方法同上。由于缺失各种教育程度人口的死亡率，使用1991年人口死亡率代替。1992年各种受教育程度人口的推算基础为1991年的数据，推算方法同1991年。1994年的各种受教育程度人口的抽样数据仅包括15岁及15岁以上人口，因而分别加上了6―14岁各教育程度的人口数。考虑到我国的教育周期，6―14岁人口应大致处于小学和初中教育阶段，因此只需对文盲半文盲、小学与初中三种教育程度人口进行调整。小学不在学人数被作为文盲半文盲人口，其计算方法同1991年。小学在校生和小学毕业生中未升入初中的人数被作为小学受教育程度人口。同样，初中在校生和初中毕业生中未升入高中的人数被作为初中受教育程度人口。这样，小学毕业生中未升入初中的人数即为小学毕业生数与普通初中招生人数之差，初中毕业生中未升入高中的人数即为普通初中毕业生数减去中等专业学校、普通高中和职业中学的招生数之和。

在上述平均教育年限指标基础上，笔者采用教育泰尔系数代表人力资本结构系数指标，其计算公式为GE⑴=1n∑ni=1yiulogyiu，其中GE⑴为教育泰尔系数，u为平均受教育年限，yi为第i个人的受教育年限。GE⑴是一个很好的不平等程度测度指标，它来源于广义熵指数，从指数本身可以看出实际情况偏离均等时的程度，指数越大，不平等程度越高，反之越小，而且在不平等测算时具有齐次性，即每个样本同比例增长，不平等指数不变。

FDI数据来自《中国对外经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》相应各期，在时序分析时采用全国1990―2005年FDI数据，在面板分析时，为了数据的连续性我们选择我国除了新疆、青海、以外27个地区的1990―2004年FDI数据，并且将1994年以后的重庆并入四川。其中福建省1993年的数据缺失，根据各年走势的散点图我们采用1992年和1994年的平均值代替。年鉴上数据是以美元计的，首先根据各年汇率换算成人民币，然后根据投资指数（上年100）进行消胀处理转换成1990年不变价的FDI。

2．人力资本存量、人力资本结构与FDI的计量检验

从图1可以明显地看出FDI与GE⑴及U三者之间的动态变动趋势，其中FDI与U之间存在较强的正相关关系，在我们考察的时序样本内都呈现出明显的递增趋势，而FDI与GE⑴之间存在明显的负相关关系，GE⑴总体上看呈现出下降的趋势，说明我国随着人力资本结构分布趋于平等，更有利于吸引FDI。

另外，由于我国各地区在吸引FDI政策、地理位置、对外开放度、人力资本存量及结构等方面差异很大，为了更全面地考虑FDI与GE⑴及U之间互动关系，我们选择了1990、1995、1998、2000年时点上各地区FDI、GE⑴、U的折线图来观察它们之间是否存在互动作用机制，（限于篇幅，只给出了1998年的时点）如图2所示。

图2清楚地表明在各个横截面上FDI与人力资本存量U及人力资本结构GE⑴也存在很强的相关关系，例如内蒙古、山西、宁夏、甘肃、贵州、安徽FDI值相对很小，同时伴随着人力资本结构明显的不平等，GE⑴值较大，人力资本存量U值较小，而辽宁、广东等省伴随着较高的FDI的同时，人力资本存量相对较高，而人力资本结构系数相对较低，广东省尤为明显。但江苏省与预期相悖，FDI较高，但GE⑴也较高，而U较低，究其原因从FDI投资的产业与地域来看，江苏省具有较高的FDI可能是凭着其政府吸引外商直接投资的优惠政策，得天独厚、靠近上海的地理环境以及廉价的劳动力和土地价格，而不是由于人力资本拉动的。从江苏省FDI、GE⑴、U时序折线图来看高的FDI没能促进人力资本的改善，这与王欣和赵进[11]结论是一致的。但从截面总体来看，FDI与GE⑴及U之间存在明显的相关关系。

为了更有力地验证FDI与GE⑴及U之间的互动作用机制，下面我们分别进行相关系数检验和Granger因果关系检验。

（1）相关系数检验

年时序数据经计算FDI与GE⑴之间的相关系数为-0．7866，FDI与U的相关系数为0．83988，说明FDI与GE⑴之间有很强的负相关关系，而与U有很强的正相关关系。

（2）人力资本存量U、人力资本结构GE⑴与FDI的因果关系检验

Granger因果检验的思路是如果两个经济变量X与Y在同时包含过去X与Y信息的条件下X对Y的预测效果比只单独由Y的过去信息对Y的预测效果更好，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在Granger因果关系。我们首先采用1990―2005年全国FDI时序数据进行检验。

①对序列进行平稳性检验

为了消除可能的异方差，分别将其取对数得到序列lnFDI，lnu，lnGE⑴，采用ADF检验法对其进行平稳性检验（如表1所示）。

表2 说明，在时滞2年时，lnFDI与lnGE⑴存在着明显的双向因果关系，即人力资本结构是FDI的Granger原因，同时FDI是人力资本结构的Granger原因。这一结论证明了人力资本结构与FDI之间存在着良性互动机制。同时发现在时滞３年、４年时，lnGE⑴不再是lnFDI的Granger原因，lnFDI仍然是lnGE⑴的原因。即随着我国持续引进FDI会大大改善我国人力资本结构的不平等，而且影响是深远的。这正好验证了我们提出的第二和第三个假设。在时滞2年时人力资本存量与FDI存在单向因果关系，即人力资本存量是FDI的Granger原因，但FDI不是人力资本存量的Granger原因，而在时滞3年、4年时二者之间已经不存在明显的因果关系。这一结论一方面论证了人力资本存量是一个国家吸收FDI的重要因素，同时说明目前我国FDI与人力资本存量之间还没有形成互动作用机制。这与倪海青和张岩贵[1]关于FDI与人力资本存量之间关系的结论是一致的。

下面笔者仿照刘海英、赵英才和张纯洪[3]的做法，用截面数据检验FDI与GE⑴以及FDI与U的因果关系，具体做法是将截面样本27个地区FDI、GE⑴以及FDI、U指标值按波动较大的序列为基准，一一对应进行升序排列，并假定其为“时间序列”，通过制造的“伪时间序列”从另一个角度定量地研究FDI与GE⑴以及FDI与U之间的因果关系。三序列的波动图如图3、图4、图5所示，易见FDI波动性较大从而选择FDI为基准序列进行检验。

（3）FDI、GE⑴和U平稳性检验

为了克服截面数据可能出现的异方差，我们将两序列取自然对数得lnFDI、lnGE⑴和lnU。由于FDI是按升序排列的，从散点图可见呈指数增长态势，从而在单位根检验时对lnFDI选择了有截距和趋势的ADF检验，而lnGE⑴根据散点图以及相关图，选择无趋势无截距的ADF检验，lnU根据各地区平均教育年限特点，选择有截距ADF检验，结果lnFDI、lnGE⑴水平序列都是非平稳的，而差分序列都是平稳的，而lnU水平序列是平稳的（限于篇幅检验结果图表略去）。接下来分别对序列lnGE⑴与lnFDI以及序列lnU与lnFDI进行Granger因果关系检验（如表3和表4所示）。

从表3可见，在滞后两期时，大约在98%的水平上lnFDI是lnGE⑴的Granger原因，对数差分可近似地看做增长率，从而FDI增长率的增加会导致人力资本结构的改善。从协整方程可以看出，在不考虑其他影响因素的前提下，人力资本结构系数每下降1%，大约导致FDI增长5%。反之FDI每增长1%，会引起GE⑴下降0．2%。从表4可见，在时滞1期时，lnU与lnFDI 之间存在明显的双向因果关系，而在时滞2、3、4、5期时lnU仍然是lnFDI的Granger原因，但lnFDI不是lnU原因。这至少从截面数据角度验证了我们的假设1。

三、结论及政策建议

本文首先构建了人力资本结构、人力资本存量与FDI互动作用机制的理论框架，首次将人力资本结构的平等性纳入到分析影响FDI因素的框架中来，然后利用相关系数检验与Granger因果关系检验实证分析了它们之间的作用机制。结果表明人力资本结构与FDI之间无论从时序数据还是截面数据都存在明显的因果关系，其中时序数据表现很强的双向因果关系，我国FDI的增加会大大改善人力资本结构，促进教育平等性，反之教育越平等，人力资本分布越合理越有利于吸引FDI，这不仅验证了我们提出的假设2和假设3，而且为政府制定政策提供了依据。而截面数据显示lnFDI是lnGE⑴的Granger原因，反之lnGE⑴不是lnFDI的原因。人力资本存量与FDI之间从时序数据看仅存在单向因果关系，人力资本存量增加会增强我国吸收FDI能力。但从截面数据来看，二者存在很强的双向因果关系，由于我国FDI与人力资本在地区分布极不平等，从而笔者认为这一结论更值得推敲，这也因此验证了我们提出的假设1。

为此我们提出以下政策建议：

第一，我国应增大教育投入，增加人力资本存量水平，这样有利于吸引高质量的FDI。提高劳动力素质，以突破吸收国际技术转移能力的瓶颈，提高FDI利用率，使我国真正做到FDI人力资本存量经济发展FDI的良性循环。

第二，我国在增加人力资本存量的同时应注重教育的公平性。人力资本结构是影响一国引入FDI的决定因素，而人力资本结构和FDI又都是促进一国经济发展的重要因素。因而促进教育的公平性应作为目前发展教育事业一个重要内容或一个重要前提，是促进城乡协调、区域协调发展的关键。如果只重视人力资本平均水平而人力资本结构分布不合理，会束缚我国经济发展，降低吸引FDI的潜力。政府应在加大教育投资力度的同时加大农村以及西部欠发达地区的教育投入，要调整好教育投资的分配方向和结构，放开管制，促进劳动力在地区间和城乡间流动。

第三，我国应注意利用各种政策和措施来创造更好的便利条件吸引外资企业来我国设立最具技术外溢特征的研发部门。可以通过财政政策和金融政策，优化创业环境，促进外资企业与本国企业的合作与交流，促进FDI外溢，从而改善我国的人力资本结构，促进教育的平等性和全国的经济协调发展。制定相关政策鼓励外资投向中西部地区，根据中西部地区经济和产业发展特点，修订中西部地区外商投资优势产业的目录。放宽部分行业投资中西部地区的准入条件，重点支持带动力强和社会经济效益显著的外商投资项目，为外资企业向中西部地区转移创造条件。

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注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”