社会资本.人力资本与内生经济增长

　　摘 要：通过构建基于社会资本、人力资本的内生经济增长模型，研究社会资本、人力资本与经济增长之间的影响机制，并基于社会信用这种社会资本，运用面板数据对人力资本、社会资本、经济增长之间的影响机制进行实证检验，结果显示：私人生产性的教育消费支出和公共教育支出总体上促进了人力资本的积累，但前者作用大于后者；相对于政府培育社会资本的公共支出，人力资本积累更加有利于促进社会资本的积累；社会资本对中国经济增长产生了积极的影响。但是，上述三个方面的影响存在着较大的地区差异性。 　　关键词：社会资本；社会信用；人力资本；内生经济增长 　　中图分类号：F124；F224文献标识码：A文章编号：1001-6260（2009）02-0001-09 　　 　　一、引言及文献综述 　　 　　现有文献对于经济增长决定因素的研究，较多地注重于经济因素，如实物资本、对外贸易和生产技术水平等，大多忽略了社会因素，如文化、社会准则、信用体系、社会规则等，而这些社会因素在促进经济增长和经济发展中起着十分重要的作用。如美国经济的快速发展很大程度上取决于其“大熔炉”式的社会文化、网络与信用体系。本文从社会因素的角度来深入分析影响宏观经济绩效的内在机制。最近，越来越多的学者也开始利用社会因素来解释不同的国家或地区所存在的贫富差异，并由此而形成了一种新的观念：影响经济绩效还存在一种新的资本性要素――社会资本。 　　社会资本作为一个学术概念，最早由法国社会学家Bourdieu(1986)提出。他认为：社会资本主要是由与公民的信任、互惠和合作有关的一系列态度和价值观构成的，其关键是使人们倾向于相互合作，是信任、理解、同情的主观世界观所具有的特征；社会资本的主要特征体现在那些将朋友、家庭、社区、工作以及公私生活联系起来的人格网络；社会资本具有社会结构和社会关系的有助于推动社会行动和实现行动目标的特性。由此可见，社会资本作为一种集体行动的正式和非正式的规范和网络，对于促进个人、组织之间的生产和合作以实现其共同利益，从而推动整个社会的进步和繁荣具有重要意义。 　　Coleman(1990)将理性行动作为研究的起点，强调了社会资本的结构性质及其公共产品性质。和其他形式的资本一样，社会资本也是生产性的，使某些目的的实现成为可能，而在缺少它的时候，这些目的不会实现。以研究信任和经济发展著称的Fukuyama（1995）直接将社会资本定义为“一个群体的成员共有一套非正式的、允许他们之间进行合作的价值观或准则。如果该群体的成员开始期望其他成员的举止行为将会是正当可靠的，那么他们就会相互信任”。信任就如润滑剂，它能使任何一个群体或组织的运转变得更加有效，能够促进两个或者多个个体间合作的一种具体化非正式规范(Berggern, 2006)。社会资本是主观的社会规范和客观的社会特征(社会网络)以及可能的结果(信任或者说社会效率的提高)的混合物。这一定义将不同的事物混淆在一起，难免混乱不堪，造成逻辑上的误区和应用上的泛化。因此，要对社会资本进行界定，应该将它们分割开来进行考虑，而不是把它们简单地揉合在一起。国内很多学者研究社会资本就是直接将社会资本与文化、习俗等非正式制度因素等同起来（陶金，2008）。 　　社会资本是一种生产要素，它与其它生产要素一起推动社会经济发展。Ostrom(2000)指出社会资本通过促使个体之间的合作而提高经济增长绩效。Knack等(1997)通过实证分析，得出在控制了影响经济增长的其它因素后，诚信水平、社会参与度与经济增长成正相关关系。社会诚信之间的重复性的相互影响会促使社会诚信水平的提高。Miguel(2003)、Crudelia(2006)等认为社会信用水平可以作为一种生产性投入进入生产函数，他们以社会信用度、社会犯罪率、不良贷款比率等指标作为社会资本的代理变量来研究其与产出之间的关系：高的社会信用度与更加广泛的公民之间的承诺将伴随着较高的经济增长水平。 　　社会资本对社会经济发展产生了积极的影响，那么如何有效地促进社会资本积累，不仅是理论界需要深入探讨的学术问题，也是公共政策的目标之一。根据Steger(2002)的观点，个人消费一部分是为了满足生理上的需要，而另一部分是通过教育和保健等方面的生产性的消费支出来提高个人的人力资本，而人力资本的发展与社会资本的积累之间存在相互依存的关系，教育水平的提高不仅可以增加人力资本，而且可以促进社会资本的积累。政府应制定相应政策以促进人力资本积累并促使社会准则的健全、社会诚信度的提高和人与人之间的互助与合作。Rupasingha 等(2006)认为教育水平的提高是社会资本积累的最关键因素。教育作为一种制度环境，能够为不同层次的人群创造一个非正式的接触平台，创立合作与互信机制，这种内在的相互影响使得具有不同教育层次的人群之间相互承诺，并为社会网络关系的发展做出直接的或间接的贡献。教育水平的提高能够提升人与人之间的信任度、容忍力与互惠能力。很显然，受教育程度较高的人之间比受教育程度较低的人之间更加容易交流与沟通，且受教育程度较高的人更容易与自己相处的人建立良好的社会文化环境。因此，教育投资不仅可以通过人力资本的积累来促进经济增长，而且可以通过逐步改善社会准则、增强社会凝聚力、提高社会诚信度和社会交往网络等社会资本促进经济增长。 　　人力资本是凝聚在劳动者身上具有经济价值的知识、技术、能力和健康素质，是劳动者质量的反映（余长林，2006）。“内生经济增长理论”在分析人力资本投资对经济增长的影响时，把人力资本作为一种生产要素直接引入经济生产函数中，认为经济增长来源于人力资本的积累，没有人力资本的积累就没有经济的增长，不同的人力资本的积累速度是不同经济增长率、跨国收入差距的主要原因。Romer(1990)认为人力资本存量水平会影响知识创新能力、模仿和吸收新技术能力，进而能够影响技术进步率，从而促进经济增长，这充分强调了人力资本存量对经济增长的重要影响。Barro等(1990)认为单个经济主体通过人力资本积累所获得的私人报酬存在外部性，拥有更高劳动技能的经济个体能够提高与其共同工作的经济个体的劳动生产力，因此，人力资本积累能够增加全社会的全要素生产率，促进经济增长绩效。但是，他们大多是将人力资本作为一种生产要素来分析其对经济增长的影响，而忽视了人力资本积累对社会资本积累所产生的影响，以及由此对经济增长绩效所产生的间接作用。所以，本文拟将社会资本、人力资本内生化，从私人生产性的教育消费支出与公共服务性支出的角度，分析人力资本与社会资本的内在影响机制，并在内生经济增长模型的基础上分析其对经济增长绩效的影响。 　　本文结构体系如下：第二部分建立一个内生经济增长模型，分析个人生产性的教育消费支出与公共支出、人力资本和社会资本积累、经济增长绩效和社会福利之间内在影响机制；第三部分对上述内在影响机制进行实证检验；第四部分是结论及其政策含义。 　　 　　二、理论模型 　　 　　Steger (2002)等将资本分为实物资本和人力资本。我们参照Dinda （2007）等的相关研究，将社会资本引入到内生经济增长模型。 　　假设存在如下社会生产函数，y为产出，k为复合资本投入，它包括实物资本、人力资本和社会资本，生产函数形式为：AK生产函数，其设定如下：

　　y=f(k),f′=常数， f″=0, f(0)=0（1） 　　实际资本k�p的动态方程为： 　　k・�p=(1-t)f(k)-c-δ�pk�p（2） 　　其中：t为宏观税率；δ�p为实际资本折旧率；c为消费，它一方面满足劳动者生理上的需要，另一方面是生产性消费支出创造人力资本。人力资本的动态方程为： 　　k・�h=h(C,G�E)（3） 　　人力资本积累一方面来源于教育和健康等生产性消费支出C（它是所有消费c中的一部分），而另一方面来源于政府在教育、文化、卫生等方面的支出G�E。 　　假设1：上述人力资本运动函数是严格凹的，即：h′(?)＞0, h″(?)＜0 　　�limc,G�E→∞h(c,G�E)=�h(c,G�E)�limc,G�E→∞h′(c,G�E)=0�limc,G�E→∞h″(c,G�E)=0（4） 　　根据前文的分析，教育过程从学校开始，生产出了很多知识渊博的个人，他们共同交往，共享社会责任。受过更多教育的个人比较少受教育的个人能够更好地理解社会信任、社会交往、互助合作对经济行为所产生的积极影响。传统的观点都将此称为人力资本的外部性对社会经济所产生的积极影响。本文拟将这些影响以社会资本的形式进行内生化。这些外部性的因素很多，本文主要集中分析人力资本（教育）所带来的社会信任度、互助合作的变化这一个方面，因为社会信任是社会资本形成的基础。所以，本文将社会资本内生化于人力资本，主要是教育促进社会资本的积累。另外，社会信任、互助合作等社会资本存量多少与政府行为方式有较为紧密的关系，如政府通过建立完善的法律体系，倡导公正文明的社会规则和社会信任的宣传活动，社会违约处理和违约成本的制度体系建设等都有利于促进社会资本的形成，那么，社会资本的动态方程式设定如下： 　　k・�s=φ(k�h,G�s)-ζk�s（5） 　　假设2： φ′(・)＞0，φ″(・)＜0，即人力资本与政府培育社会资本的公共支出对社会资本积累产生正向影响。 　　其中：k�h为人力资本；k�s为社会资本；G�s为政府培育社会资本的公共支出；ζ为社会资本折旧率，假设它小于0，因为社会资本与其它形式的资本一样，也需要维护成本，所以也同样存在折旧。但是，与其它资本不同的是社会资本不一定随着其使用年限增加而递减，相反，很多社会资本都是在使用中不断增加，如企业与企业之间社会网络关系与社会信誉是随着不断交往时期延长和程度的加深而不断提高。另外，社会资本与实物资本不相同的是它必须要在共享中使用而不能由某一经济主体单独使用。 　　复合资本k的定义为k=k�α�pk�β�hk��1-α-β�s，其动态方程为： 　　k・=��1k・�p+��2k・�h+��3k・�s��1=αk/k�p��2=βk/k�h��3=(1-α-β)k/k�s（6） 　　将（2）―（5）式代入（6）式得到复合资本动态方程式： 　　k・=��1(1-t)f(k)-［��1c-��2h(c,G�E)］+��3φ(k�h,G�s)-（��1δk�p-��3ζk�s）（7） 　　整个社会中，代表性的家庭最大化其某一个时刻的消费效用水平，从而最大化社会福利水平，即： 　　�Maxc�∫�∞�0�U(c)e��-ptdt（8） 　　约束条件为（7）式，且k�p(0)＞1，k�h(0)≥1，k�s(0)≥1。求解上述经济最优均衡问题，建立如下汉密尔顿方程： 　　H(c,k,G�E,G�s,k�p,k�s,λ)=U(c)e��-pt+λ｛��1(1-t)f(k)-［��1c-��2h(c,G�E)］+��3φ(k�h,G�s)-［��1δ�pk�p+��3ξk�s］｝（9） 　　由一阶条件为U�c=λ(��1-��2h′�c(c,G�E))，λ为k的影子价格。进行相应理论推导，可以得出消费增长率即经济增长率的表达式如下（推导过程略）： 　　c・c=-cUccU�c+-c��2hcc(c,G�E)��1-��2h�c(c,G�E)��-1��1(1-t)f�k(k)+��3��2φk�h（k�h,G�s）-(ρ+δ�p+ξ)（10） 　　其中:-Ucc(c)cU�c(c)＞0，表示跨期的消费弹性。-��2hcc(c,G�E)c��1-��2h�c(c,G�E)表示净消费弹性，表示个人进行人力资本积累使得部分实物消费转化为生产性的教育消费支出，但消费者一般不会将其所有收入进行教育投资而完全不消费实物产品，所以，净消费水平一般不会为负数。上式与普通的最优消费增长率表示式相比较而言，增加了一项��3��2φk�h(k�h,G�s)＞0，此式的经济含义是：生产性的私人教育和健康等的消费支出促进人力资本积累，人力资本与政府培育社会资本的公共支出促进了社会资本积累而对经济增长产生正面影响。 　　定理1：社会经济主体的生产性的教育消费支出和公共教育支出促进了人力资本积累，人力资本、政府培育社会资本的公共支出促进社会资本积累，从而促进经济增长。 　　 　　三、实证分析：基于面板数据的单位根和协整检验 　　 　　本文上一部分的理论模型深入剖析了人力资本、社会资本及其经济增长之间所存在的内在影响机制，在假设1和假设2的基础上推导出了定理1。本部分主要从实证的角度来检验这一内在机制：第一，私人生产性的教育消费支出、公共财政教育支出与人力资本积累之间的关系；第二，人力资本、政府培育社会资本的公共支出与社会资本积累之间的关系；第三，社会资本与经济增长绩效之间的关系。 　　（一）社会资本变量的选择与数据说明 　　社会资本包含一个较为广泛而松散的范畴，这将为定量的实证分析带来一定难度。所以，本文实证研究中主要侧重于一种社会资本――社会信用与人力资本、经济增长绩效之间的关系。但是，由于中国社会信用体系建设相对落后，相关文献和数据库还没有有关社会信用的数据指标。不过，一般而言，一个国家或地区的社会信任度越高，其经济主体之间的关系越融洽，社会经济契约的履约率就会越高，所以，本文在此以中国不同省份不同时期的“相对劳动争议受理率”作为其社会信任度的代理变量，“相对劳动争议受理率”即是不同省份在不同年份相关管理部门所受理的劳动争议案件数与GDP的比值，其值越大，说明社会信任度越低。在此，以相对量来表示的主要原因是一定时期经济活动范围与经济总量越大，劳动争议案件产生的可能性会越大，导致其绝对数量也可能会越多，如中国一些经济发达的省份，随着其经济总量的不断增加，经济纠纷案件总量也在增加，但相对其经济总量的增长而言却在下降，所以，利用单位产值的劳动争议案件数来表示社会信任度是一种合适的选择。 　　本文选择的样本数据是中国大陆30个省份1996―2006年的面板数据。各个省份的劳动争议案件数的数据主要来自各年度的《中国劳动统计年鉴》。总产出、劳动和资本等数据来自各个省份统计年鉴和《中经网统计数据库》：总产出是各个省份按可比价格计算的GDP；总劳动是各个省份从业总人数（注：《中国劳动统计年鉴》从1996年开始才有该数据，使用面板数据进行分析主要是为了解决样本容量问题。重庆在1997年后才成立，其数据合并到四川省，最终的实证数据为包含30个省市区的省际面板数据。）；总物质资本是我们模拟的数据，即首先根据各省份每年的资本积累，采用永续盘存法模拟出名义资本存量，然后用各省份GDP缩减指数进行平滑，最后得到各个省份的物质资本存量。我们采用Hall等(1999)基于Micner公式(Minerican return to schooling)的方法模拟各省份的人力资本存量。首先计算各个省份6岁及以上人口中各种文化程度人口的比重，接着计算各省份6岁以上人口平均受教育年数，最后采用Hall等 (1999)的方法模拟各省份的人力资本存量。各个省份人力资本的原始数据来源于《中国人口统计年鉴》(各年份)。为了分析不同区域之间不同变量之间的相关关系所存在的地区差异性，本文将中国所有省份分为东、中、西三个地理区域，参照“国家发改委”的划分标准，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、安徽、江西、河南、湖北、湖南、黑龙江、吉林，其它为西部地区，然后分别以三个区域所组成的面板数据进行分析。

　　（二）私人生产性的教育消费支出、公共教育支出对人力资本积累的影响 　　基于假设1，对公共教育支出、私人生产性教育消费支出与人力资本积累之间建立如下实证模型： 　　logkiht=αi1+αi2logCit+αi3logGiht+αi4logXit+εit（11） 　　其中，α为各变量的系数项，logkiht、logCit、logGiht为各个不同省份不同时期人力资本、私人生产性的教育消费支出、公共教育支出的对数值。私人生产性教育消费支出分别以各省份私人所付出的人均教育支出额表示（注：人均教育支出没有直接的数据，通过每个省份学前教育、小学、初中、高中、职业学校、大学等各种形式的教育学杂费收费收入来得到，而教育附加等税费不在其中，因为它不是居民自主消费性支出，而是一种强制性的支出，它会在政府公共教育支出中得到反映。），公共教育支出以每个省份政府教育支出总额来表示，Xit为控制变量，以各个省份实物资本存量与就业人数的比值kipt表示，反映人均的实物资本形成对人力资本积累的影响。 　　为了避免虚假的回归结论，首先对logkiht、logCit、logGiht、logkipt进行单位根检验。目前面板数据单位根检验的方法较多，但每种方法都有不同的优缺点，因此选择四种主要的方法同时进行检验(取四种方法检验一致的结果)，以增强检验结果的可靠性。这四种检验方法是：Levin, Lin & Chu检验(2002)；Im，Pesaran and Shin W检验(2003)；ADF�Fisher Chi�square检验(1999)；PP�Fisher Chi�square检验(2001)。表1列出了单位根检验结果。logkiht、logCit、logGiht的水平序列的四种检验方法都不能拒绝有单位根的假设，而三者的一阶差分Δlogkiht、ΔlogCit、ΔlogGiht的四种检验方法都在1%的显著水平上拒绝有单位根的假设。说明这三个变量都是一阶单整序列。logkipt的水平序列的Levin，Lin & Chu检验拒绝有单位根的假设，但其它3种方法都不能拒绝有单位根的假设，而logkipt的一阶差分变量Δlogkipt，四种方法都在1%的显著水平上拒绝有单位根的假设，因此可以认定logkipt也是一阶单整的。 　　由于logkiht、logCit、logGiht、logkipt都是一阶单整的，应继续检验四者是否存在协整关系。具体方法采用两步检验法，先进行回归分析，再对得到的残差序列进行单位根检验，如果残差序列没有单位根，则说明四个变量间具有协整关系。用Eviews 5.1对回归方程(11)式进行估计，经协方差分析检验和hausman检验，选用等斜率的固定效用模型，先使用相同权数做最初的回归权数估计，然后再用估计的权数作加权最小二乘估计。在对回归方程进行估计后，对得到的残差序列进行面板单位根检验。协整关系检验和回归系数的估计分别按照全国所有省份、东部、中部、西部地区四个面板数据来进行分析，以反映总体影响及其所存在的地理区域上的差异性，最终结果见表2。logCit、logGiht、logkipt的回归系数均在1%或5%的显著水平上显著，且四种方法对残差的面板单位根检验结果都在1%的显著性水平上拒绝有单位根的假设，说明logkiht、logCit、logGiht、logkipt之间具有协整关系。logCit、logGiht的系数显著为正，且logCit的系数大于logGiht的系数，其隐含的经济含义：一是私人生产性的教育消费支出与公共教育支出都对人力资本的形成具有显著的正面影响；二是单位的私人生产性的教育消费支出对人力资本的产出效率要大于公共教育支出对人力资本积累的产出效率。协整关系表示长期因果关系，因此也说明私人生产性的教育消费支出与公共教育支出是中国人力资本积累的长期原因。这就验证了假设1的正确性。从东、中、西部不同区域面板数据回归系数比较来看，在东部地区中logCit、logGiht 系数分别为0.424、0.341，而西部地区二者的系数分别为0.286、0.323，中部地区二者的系数分别为0.367、0.359，这说明在东部地区私人生产性教育消费支出比公共教育支出对人力资本的产出效率相对较大，而在中西部地区相对较小，这种地理区域上的差异性较为明显。 　　表1 logkiht、logCit、logGiht和logkipt的单位根检验结果 　　变量logkihtΔlogkihtlogCitΔlogCitlogGihtΔlogGihtlogkiptΔlogkiptLLC1.654-7.650�*2.631-9.4121�*3.9087-11.652�*-12.631�*-6.698�*IPS6.431-8.497�*7.430-6.4407�*5.4312-9.497�*4.439-8.249�*ADFFC31.449107.449�*29.445167.423�*29.4076112.446�*26.440107.445�*PPFC42.657121.657�*26.650173.431�*48.3216109.643�*31.652102.619�* 　　注：LLC、IPS、ADFFC、PPFC分别表示Levin, Lin & Chu检验、Im，Pesaran and Shin W检验、ADF�Fisher Chi�square检验、PP�Fisher Chi�square检验的统计量，以下相同；“�*”表示1%的显著水平上显著，拒绝存在单位根的原假设。 　　表2 logkiht和logCit、logGiht、logkipt之间的协整关系检验与回归结果 　　面板区域常数项logCitlogGihtlogkipt全国6.435（4.512�*）0.364（4.201�*）0.241（2.021��**）0.345（3.007�*）东部6.655（4.704�*）0.424（2.091��**）0.341（4.011�*）0.365（3.063�*）中部6.442（3.992�*）0.367（2.198��**）0.359（3.171�*）0.326（4.106�*）西部6.223（4.082�*）0.286（3.167�*）0.323（2.231��**）0.301（5.296�*）残差的面板单位根检验LLCIPSADFFCPPFC全国-14.564�*-16.208�*223.569�*144.325�*东部-17.562�*-20.292�*245.522�*156.311�*中部-15.533�*-17.232�*232.544�*123.662�*西部-11.562�*-15.217�*212.554�*122.347�* 　　注：括号内为各个变量系数的T-统计量，“�*”、“��**”分别表示在1%、5%的显著水平上显著。 　　（三）人力资本存量对社会资本――社会信用的影响 　　由假设2可知，人力资本k�h、政府培育社会信用的公共支出G�s影响社会信用度的提高，另外，社会资本――社会信用度的提高还受到不同地区经济与社会发展水平的影响，所以，以各个省份的GDP和实物资本存量作为控制变量引入回归方程，具体的实证计量分析模型设定如下：

　　logkist=βi1+βi2logkiht+logGist+βi3logPit+εit（12） 　　其中：logkist、logkiht、logGist为各个不同省份不同时期相对劳动争议受理率的倒数（注：以倒数形式转换，使得其值越大，社会信用度越大，其值越小，社会信用度越小。）、人力资本、政府培育社会信用的公共支出的对数值，政府培育社会信用的公共支出以各个不同时期政府在司法、文化宣传上的公共支出额来表示。Pit为控制变量，以各个省份实物资本存量与名义GDPit的比值表示，反映实物资本和社会经济发展对社会资本积累的影响。 　　表3是logkist、logkiht、logGist、logPit的单位根检验结果。logkist、logkiht、logGist、logPit的水平序列以四种方法都不能拒绝有单位根的假设，而一阶差分Δlogkist、Δlogkiht、ΔlogGist、ΔlogPit四种方法都在1%的显著水平上拒绝有单位根的假设。说明这四个变量都是一阶单整序列。表4是基于四个不同面板数据的logkist、logkiht、logGist、logPit的协整关系检验和回归分析的结果。回归系数均在1%或5%的显著水平上显著。从所有省份、东、中、西部不同区域的残差项的面板单位根检验来看，logkist、logkiht、logGist、logPit也存在协整关系，即这四个变量之间存在一种长期均衡关系，由于logkiht、logGist的系数显著为正，这说明了人力资本存量与政府增加社会资本建设的支出有利于社会信用体系的建立。这就验证了假设2的正确性。由于logkiht的系数大于logGist的系数，这就充分说明了社会资本――社会信用度的提高主要是依赖于全体社会成员整体素质水平的提高，而政府在加强社会信用体系建设方面也应负担其应有的责任，但其相对作用较小；从东、中、西部三个不同区域的比较来看，东部地区logkiht的系数相比logGist的系数要大，而中、西部地区这二者系数大小正好相反，这充分说明人力资本与政府行为对社会资本积累所产生的影响在不同区域间存在显著差异，西部地区是政府行为对社会信用度的提高起主导作用，而东部地区是社会经济自身的人力资本积累起到了主导作用。 　　表3 logkist、logkiht、logGist、logPit的单位根检验结果 　　变量logkistΔlogkistlogkihtΔlogkihtlogGistΔlogGistlogPitΔlogPitLLC2.653-11.659�*1.630-11.412�*3.908-17.677�*4.9086-15.656�*IPS5.432-12.494�*6.431-13.441�*5.432-14.494�*4.431-13.494�*ADFFC29.431112.431�*26.446164.421�*26.411116.466�*27.407110.443�*PPFC38.653126.622�*23.651170.433�*46.322132.643�*44.321107.622�* 　　 注：“�*”表示在1%的显著水平上显著，拒绝存在单位根的原假设。 　　表4 logkist、logkiht、logGist、logPit的协整关系检验与回归结果 　　面板区域常数项logkihtlogGistlogPit全国2.431（2.143��**）0.332（4.332�*）0.211（3.871�*）0.346（5.021�*）东部2.852（2.012��**）0.376（3.012�*）0.223（2.651��**）0.363（4.826�*）中部2.425（2.136��**）0.267（5.072�*）0.221（2.875��**）0.326（5.873�*）西部2.032（3.646�*）0.193（3.062�*）0.243（1.951��**）0.256（3.029�*）残差的面板单位根检验LLCIPSADFFCPPFC全国-16.234�*-18.218�*201.522�*143.314�*东部-19.237�*-20.214�*244.521�*166.387�*中部-17.237�*-17.210�*211.544�*145.366�*西部-14.236�*-15.216�*178.524�*123.315�* 　　注：括号内为各个变量系数的T-统计量，“�*”、“��**”分别表示在1%、5%的水平上显著。 　　（四）社会资本――社会信用对经济增长影响分析 　　由定理1可知，社会资本――社会信用是影响经济增长的一个重要因素，另外，经济增长率还受到实物资本、劳动就业、政府支出、进出口相关变量的影响。那么对二者关系设定如下实证计量分析模型（注：为了避免变量间序列相关，解释变量中省略了人力资本，将其对经济增长的影响置于全要素生产率中。）： 　　logGDPit=μi1+μi2logkist+μi3logZit+εit（13） 　　其中，logGDPit、logkist表示真实国内生产总值、相对劳动争议受理率倒数的对数值，Zit为影响经济增长的控制向量，包括人均固定资产投资Iit、进出口总额EIit、政府支出Git。 　　首先对logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit进行单位根检验，其检验结果列在表5中，对logGDPit、logkist的水平序列而言，四种方法都不能拒绝有单位根的假设，而二者的一阶差分ΔlogGDPit、Δlogkist四种方法都在1%的显著水平上拒绝有单位根的假设，说明这两个变量都是一阶单整序列。logIit、logEIit、logGit的水平序列Levin，Lin & Chu检验拒绝有单位根的假设，但其它3种方法都不能拒绝有单位根的假设，而logIit、logEIit、logGit的一阶差分变量，四种方法都在1%的显著水平上拒绝有单位根的假设，因此可以基本认定logIit、logEIit、logGit也是一阶单整的。因为这五个变量都是一阶单整，则要对其进行协整检验，表6是基于所有省份、东、中、西部不同区域的面板数据的协整检验结果，logkist、logIit、logEIit、logGit的回归系数均在1%或5%的显著水平上显著，且四种方法对残差的面板单位根检验结果都在1%的显著性水平上拒绝有单位根的假设。说明logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit之间具有协整关系。因为logkist的系数显著为正，即社会资本――社会信用度的提高对经济增长起到正面的影响。协整关系表明二者之间存在长期的因果关系，因此，这就说明了社会资本积累是中国经济增长的长期原因，即定理1在理论和实践中都是成立的。从不同区域的社会资本对经济增长影响大小来看，东部地区大于中、西部地区。 　　表5 logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit的单位根检验结果 　　变量logGDPitΔlogGDPitlogkistΔlogkistlogIitΔlogIitlogEIitΔlogEIitlogGitΔlogGitLLC1.652-11.609�*2.656-13.455�*-9.902�*-17.677�*-9.907�*-16.653�*-9.862�*-17.651�*IPS5.402-12.491�*5.448-11.438�*4.436-15.497�*3.431-18.494�*2.435-16.493�*ADFFC23.432134.458�*23.421155.467�*21.419123.465�*25.406122.446�*22.401134.455�*PPFC34.607143.615�*19.602156.446�*38.321141.641�*41.320124.621�*43.327126.611�*

　　 注：“�*”表示在1%的显著水平上显著，拒绝存在单位根的原假设。 　　表6 logGDPit、logkist、logIit、logEIit、logGit的协整关系检验与回归结果 　　面板区域常数项logkistlogIitlogEIitlogGit全国5.435（3.641�*）0.292（3.339�*）0.311（4.876�*）0.281（5.216�*）0.121（4.433�*）东部5.655（3.741�*）0.299（4.339�*）0.321（4.326�*）0.315（2.216��**）0.107（3.437�*）中部5.475（2.046��**）0.293（5.339�*）0.317（4.456�*）0.272（2.201��**）0.124（5.436�*）西部5.215（1.943��**）0.289（3.339�*）0.323（4.626�*）0.212（3.016�*）0.127（3.439�*）残差的面板单位根检验 　　LLCIPSADFFCPPFC全国-17.236�*-19.216�*195.527�*152.316�*东部-19.202�*-22.215�*246.524�*158.355�*中部-16.235�*-18.214�*222.554�*146.367�*西部-15.231�*-16.215�*166.523�*125.313�* 　　 注：括号内为各个变量系数的T-统计量，“�*”、“��**”分别表示在1%、5%的显著水平上显著。 　　 　　四、结论及启示 　　 　　本文构建了内生经济增长模型，将人力资本、社会资本与经济增长绩效有机地联系起来，深入分析了其内在的影响机制。研究发现，私人生产性的教育消费支出与公共教育支出共同促进了人力资本的积累，人力资本积累、政府培育社会资本的公共支出能够有效地促进社会资本的积累，社会资本积累对经济增长绩效产生显著的积极影响。我们运用中国不同省份的数据，以社会信用为社会资本的代理变量，利用面板数据模型，从整体上和不同地理区域（东、中、西部）对人力资本、社会资本与经济增长绩效的内在机制进行了实证检验。实证分析显示：随着中国经济的快速发展和人们收入水平的不断增加，私人生产性的教育消费支出总量和公共财政教育支出总额都有较大幅度的增长，对中国人力资本的积累产生了积极影响，但是私人生产性的教育消费支出相比公共财政性教育支出对人力资本的积累具有较高的产出效率；人力资本的积累有效地促进了社会资本总量的增加，社会资本作为一种生产要素与其它生产要素一起有效地推动了中国经济增长。但是，这种内在机制具有较强的地理区域上的差异性：东部地区私人生产性的教育消费支出比公共教育支出对人力资本的产出效率相对较大，而在西部地区相对较小；西部地区的政府直接干预行为对社会资本――社会信用度的提高起主导作用，而东部地区主要是社会经济主体自身的人力资本积累对社会信用度的提高起到主导作用；东部地区的社会信用度对经济增长的影响大于中、西部地区，这就说明中、西部地区在社会信用体系建设上也落后于东部地区。随着中国社会经济发展水平的不断提高，社会资本――社会信用在经济发展中的作用越来越重要。 　　基于以上影响机制的基本结论，我们可以得到如下启示： 　　1.要充分重视私人生产性的教育消费支出在人力资本积累中的功能。从总体上来讲，目前中国从基础教育到高等教育大多以政府公共投资为主体，而私人教育支出所占比重较小。但是，实证分析得到私人生产性的教育消费支出相比政府公共教育支出有更大的产出效率，而经济发达的东部地区这种作用机制更为明显。这一研究结论与相关学者的研究结论一致，如Werlkse(2007)从成本与效率的角度对美国私立大学与公立大学进行了比较分析，结果显示公立大学在学术水平、经济效益等多项指标上的效率相对较差。随着中国经济发展水平的提高，中国公共教育支出总额肯定还会进一步增加，但是，要优化公共教育支出的结构和方式，使其能够最大可能地带动私人生产性的教育消费支出，如对高校困难学生实行助学贷款和利息补贴支出，使上不起大学的困难学生能够接受高等教育，这不仅增加了整个国家的人力资本总量，而且会使得这些接受补贴的对象增加其教育消费在其一生总消费中所占的份额，从而提高人力资本的生产效率。 　　 2.要重视社会资本――社会信用在社会经济发展中的作用。从实证分析中可知，社会信用对经济增长的影响除了略小于实物资本对经济增长的影响外，要大于政府支出、进出口对经济增长的影响。那么，构建良好的社会信用体系，促进社会资本的积累将是影响中国经济纵深发展的十分重要的决定性因素。随着中国经济的发展，社会信用也日益受到人们的重视，党的十六届三中全会提出“要增强全社会的信用意识，形成以道德为支撑、产权为基础、法律为保障的社会信用制度”，为完善中国特色的社会主义市场经济信用体系指明了方向。备受人们关注的“温州发展模式”，也正好体现出了社会信用对经济发展的无穷力量。改革开放初期，由于出现了大面积的区域性产品质量问题，“温州”一度成为假冒伪劣的代名词。但经过十多年的艰苦努力，今天的温州，已经拥有32个中国名牌产品、34个中国驰名商标，并被评为“中国品牌经济城市”，对其经济发展产生了巨大的推动力。但是，从总体上来看，中国社会信用体系还没有建立起来，个人信用不能在经济交往中体现出应有的内在价值，所以，完善法制，提高社会主体的素质以完善中国的社会信用体系是一项十分重要的任务。 　　 3.社会资本――社会信用的培育要注重经济主体的人力资本培育与政府直接干预行为的结合。政府可以通过公共教育支出、引导私人生产性的教育消费支出来促进人力资本积累，从而促进社会资本――社会信用水平的提高，也可以通过法制、行政手段等直接干预行为来强制性地要求社会经济主体履行社会承诺。从本文实证分析可知，经济主体的人力资本积累与政府培育社会资本的公共支出都有利于社会信用水平的提高，而这两个方面比较而言，人力资本积累对社会信用资本的积累产生了更大的影响。社会信用体系具有公共产品的性质，需要通过法制、行政手段等政府行为来克服其外部性对经济主体所产生的不利影响，所以，在培育社会信用资本的过程中，必须有政府直接干预行为的存在。但是，社会信用度的高低主要取决于社会经济主体的行为方式，而社会经济主体的行为方式主要受到经济主体的素质高低，即社会人力资本积累的影响。所以，以市场与政府投资有机结合提升人力资本的积累对培育社会信用资本的积累比纯粹的强制性的政府行为显得更为重要。 　　4.在实施区域协调发展战略中，要着力推进落后地区人力资本和社会信用体系的建设。实证分析结果显示，东部地区相比西部落后地区，社会信用对经济增长的促进作用更加明显。中国落后地区由于受到自然条件、经济发展水平的约束，人力资本投资有限而使得人力资本存量不足，且人力资本是一种流动性很强的生产要素，近十几年来中国也出现了较为严重的人力资本由落后地区向发达地区流动的现象，使落后地区人力资本存量更为缺乏，这在一定程度上也会进一步恶化落后地区的社会资本积累――社会信用水平。所以，政府在促进落后地区的人力资本积累与社会信用体系的构建中显得更为重要。 　　 　　参考文献： 　　陶金. 2008. 论杜会资本的定义及其属性［J］. 江汉论坛(1): 27-31.

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