教育人力资本、健康人力资本与地区经济增长差异(2)
参见附件。
四、数据说明
如非特别说明，本文所使用的数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》以及《中国人口统计年鉴》的各年数据。为保证数据口径的一致性，本文将重庆与四川的数据合并，因而模型中包含30个横截面地区的数据，时间跨度为32年(1978-2009年)。参照Islam(1995)的研究方法，我们将32年的数据以4年为周期划分为8个区间(1978-1981年、1982-1985年、1986 -1989年、1990-1993年、1994-1997年、1998-2001年、2002-2005年、2006-2009年)，各变量取4年的平均值，这样做的好处之一是可以在一定程度上避免商业周期对估计的影响。本文选取的主要变量如下：
1. 人均产出和人均产出增长率(y)。各地区的人均产出yit，用1978年为基期的人均GDP实际值，lnyit-T为各时段初始期人均GDP的对数。人均产出增长率(？驻y)，笔者采用某一时段最后一年的人均GDP和初始年份人均GDP计算得出。以1990-1993年时段为例，某省人均GDP增长率？驻y4=ln(yi1990/1993)/4。
2. 教育人力资本(se)。人力资本的测量方法主要有成本法和收入法两种，但由于人力资本的投资主体除了个人以外，还包括企业和政府的培训和投入。因此，在研究中测算人力资本是一个比较复杂的问题，目前普遍的做法是用劳动力平均受教育年限作为教育人力资本的测算指标，但仅通过此方法却又忽略了教育回报的问题，使得平均受教育数据存在估计偏差。因此，本文参考了Hall&Jones(1999)方法测算教育人力资本存量。
假定j省中第i人受教育si年，则人力资本存量可表示为：
1978-1981年的数据用1982年第三次人口普查数据进行替代，1987-1995年间的数据来自陈钊、陆铭和金煜(2004)的估算结果，其他数据均来自各年的《中国统计年鉴》。在衡量地区平均受教育年限si时，数据选用6岁及6岁以上人口中各级受教育程度人口比重，并依据不识字初识字者0年、小学受教育者6年、初中受教育者9年、高中受教育者12年、大学受教育者16年作为权重进行计算。
3. 健康人力资本(sh)。考虑到健康人力资本对经济增长的作用主要体现在保证人力资本的正常投入，故本文从成本角度考察健康人力资本的投入。因此，笔者选用各年《中国统计年鉴》中每万人拥有的床位数(sh)和每万人拥有的医生数(dh)作为度量健康人力资本的数据。
4. 物资资本投资率(k)。本文以固定资本形成总额占支出法GDP比例的对数来度量物质资本投资率。
5. 其他控制变量。以各地区人口自然增长率度量n，根据习惯做法取外生技术进步率和折旧率和为0.05(g+δ=0.05)。
五、实证结果与分析
在考虑面板数据方法选择时，Hausman检验结果表明，固定效应模型大都优于随机效应模型，因此选择固定效应模型更好。表1为人力资本对我国区域经济增长差异影响的估计结果，其中，第(1)列是不考虑人力资本时固定效应的估计结果，第(2)列是考虑人力资本变量时固定效应的估计结果，为了剔除某些随时间变化的未观测因素对教育、健康甚至产出变化的影响，本文沿袭Benhabib和Spiegel(1994)的模型设定，应用DGMM估计方法分析将教育(健康)人力资本对区域经济增长的作用，第(3)列记录了DGMM模型的估计结果。
1. 从全国范围来看，固定效应模型和DGMM模型中初始人均GDP水平的系数都在1%置信水平上显著为负，这说明我国在1978-2009年期间经济增长存在着条件收敛 ......
四、数据说明
如非特别说明，本文所使用的数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》以及《中国人口统计年鉴》的各年数据。为保证数据口径的一致性，本文将重庆与四川的数据合并，因而模型中包含30个横截面地区的数据，时间跨度为32年(1978-2009年)。参照Islam(1995)的研究方法，我们将32年的数据以4年为周期划分为8个区间(1978-1981年、1982-1985年、1986 -1989年、1990-1993年、1994-1997年、1998-2001年、2002-2005年、2006-2009年)，各变量取4年的平均值，这样做的好处之一是可以在一定程度上避免商业周期对估计的影响。本文选取的主要变量如下：
1. 人均产出和人均产出增长率(y)。各地区的人均产出yit，用1978年为基期的人均GDP实际值，lnyit-T为各时段初始期人均GDP的对数。人均产出增长率(？驻y)，笔者采用某一时段最后一年的人均GDP和初始年份人均GDP计算得出。以1990-1993年时段为例，某省人均GDP增长率？驻y4=ln(yi1990/1993)/4。
2. 教育人力资本(se)。人力资本的测量方法主要有成本法和收入法两种，但由于人力资本的投资主体除了个人以外，还包括企业和政府的培训和投入。因此，在研究中测算人力资本是一个比较复杂的问题，目前普遍的做法是用劳动力平均受教育年限作为教育人力资本的测算指标，但仅通过此方法却又忽略了教育回报的问题，使得平均受教育数据存在估计偏差。因此，本文参考了Hall&Jones(1999)方法测算教育人力资本存量。
假定j省中第i人受教育si年，则人力资本存量可表示为：
1978-1981年的数据用1982年第三次人口普查数据进行替代，1987-1995年间的数据来自陈钊、陆铭和金煜(2004)的估算结果，其他数据均来自各年的《中国统计年鉴》。在衡量地区平均受教育年限si时，数据选用6岁及6岁以上人口中各级受教育程度人口比重，并依据不识字初识字者0年、小学受教育者6年、初中受教育者9年、高中受教育者12年、大学受教育者16年作为权重进行计算。
3. 健康人力资本(sh)。考虑到健康人力资本对经济增长的作用主要体现在保证人力资本的正常投入，故本文从成本角度考察健康人力资本的投入。因此，笔者选用各年《中国统计年鉴》中每万人拥有的床位数(sh)和每万人拥有的医生数(dh)作为度量健康人力资本的数据。
4. 物资资本投资率(k)。本文以固定资本形成总额占支出法GDP比例的对数来度量物质资本投资率。
5. 其他控制变量。以各地区人口自然增长率度量n，根据习惯做法取外生技术进步率和折旧率和为0.05(g+δ=0.05)。
五、实证结果与分析
在考虑面板数据方法选择时，Hausman检验结果表明，固定效应模型大都优于随机效应模型，因此选择固定效应模型更好。表1为人力资本对我国区域经济增长差异影响的估计结果，其中，第(1)列是不考虑人力资本时固定效应的估计结果，第(2)列是考虑人力资本变量时固定效应的估计结果，为了剔除某些随时间变化的未观测因素对教育、健康甚至产出变化的影响，本文沿袭Benhabib和Spiegel(1994)的模型设定，应用DGMM估计方法分析将教育(健康)人力资本对区域经济增长的作用，第(3)列记录了DGMM模型的估计结果。
1. 从全国范围来看，固定效应模型和DGMM模型中初始人均GDP水平的系数都在1%置信水平上显著为负，这说明我国在1978-2009年期间经济增长存在着条件收敛 ......
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