人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構升級的內(nèi)在關系研究——來自廣西壯族自治區(qū)的實證檢驗

戚紅艷

(廣西師范大學經(jīng)濟管理學院，廣西桂林541006)

一、前言

人力資本是通過對人的教育、培訓、實踐經(jīng)驗、遷移、保健等方面的投資而使其獲得知識和技能的積累。［1］20世紀60年代，美國經(jīng)濟學家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立人力資本理論，開辟了關于人類生產(chǎn)能力的嶄新思路。該理論認為，物質(zhì)資本指物質(zhì)產(chǎn)品上的資本，包括廠房、機器、設備、原材料、土地、貨幣和其他有價證券等;而人力資本則是體現(xiàn)在人身上的資本，即對生產(chǎn)者進行教育、職業(yè)培訓等支出及其在接受教育時的機會成本等的總和，表現(xiàn)為蘊含于人身上的各種生產(chǎn)知識、勞動與管理技能以及健康素質(zhì)的存量總和。明塞爾和舒爾茨在討論人力資本投資與個人收入分配問題的文章中，首次從勞動者能力角度全面深入地論證了人力資本投資的問題，認為人力資本投資對提高生產(chǎn)者收入水平以及促進經(jīng)濟增長等具有至關重要的作用。［2－3］Lucas在研究經(jīng)濟增長的推動因素時，把人力資本作為一種新的生產(chǎn)要素直接引入經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)中，認為人力資本積累是經(jīng)濟增長的源泉。［4］Romer、Nelson 和 Phekps等在技術進步內(nèi)生因素的研究中強調(diào)了人力資本存量對經(jīng)濟增長的重要影響。［5］

所謂產(chǎn)業(yè)結構，是指生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門之間的比例構成和它們之間相互依存、相互制約的關系，即一個國家或地區(qū)的資金、人力資源和各種自然資源與物質(zhì)資料在國民經(jīng)濟各部門之間的配置狀況及其相互制約的方式。產(chǎn)業(yè)結構和經(jīng)濟增長互為因果，互相促進。產(chǎn)業(yè)結構變動是經(jīng)濟增長過程中所出現(xiàn)的必然現(xiàn)象，不同的產(chǎn)業(yè)結構會使經(jīng)濟出現(xiàn)不同程度的變動。一般情況下，產(chǎn)業(yè)結構的良性變動能促進經(jīng)濟的增長。［6］經(jīng)濟增長推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化和升級變遷，而產(chǎn)業(yè)結構的及時合理調(diào)整又是經(jīng)濟總量獲得新增長的必要條件，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級促進經(jīng)濟的較快增長。庫茲涅茨(Kuznets)在對各國的經(jīng)濟增長總產(chǎn)值和生產(chǎn)結構的實證研究中得出產(chǎn)業(yè)結構的變動受人均國民收入變動的影響，同時人均國民收入是產(chǎn)業(yè)結構變動的原因的結論。［7］錢納里(Chenery)利用51個國家的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，通過研究部門增長的決定要素提出產(chǎn)業(yè)增長的模式，并認為這種工業(yè)化模式能使資源得到最優(yōu)配置。［8］目前，我國也已經(jīng)有很多研究證實了人力資本的積累對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面影響，產(chǎn)業(yè)結構升級能夠促進經(jīng)濟增長。如陳平、李廣眾通過對結構升級、資源轉(zhuǎn)移與經(jīng)濟增長的研究證實了產(chǎn)業(yè)結構升級能夠促進經(jīng)濟的增長，［9］劉萍、林鴻關于人力資本對經(jīng)濟增長貢獻的計量分析等。［10］

目前，關于人力資本和產(chǎn)業(yè)結構之間的動態(tài)關系研究尚少，2007年戴啟文和楊建仁曾對江西省的相關情況作了研究，得出人力資本水平的提高是促進產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素。［11］目前，還沒有針對廣西壯族自治區(qū)人力資本和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系進行研究的文獻。本文旨在通過建立廣西壯族自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級與人力資本水平作用關系的計量模型，探索出人力資本和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的作用機制，調(diào)整它們之間的關系，從而間接促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

二、研究變量與數(shù)據(jù)樣本

目前，在國內(nèi)各類公開的統(tǒng)計資料中，最能夠用來度量各地區(qū)人力資本水平的數(shù)據(jù)是歷年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》公布的抽樣調(diào)查(或普查)的人口受教育結構數(shù)據(jù)。但是由于各年數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致，所以統(tǒng)計數(shù)據(jù)不能夠直接使用。本文在選取該指標時，按統(tǒng)一的劃分標準整理了可用數(shù)據(jù)，并建立了相應的人均受教育年限計算體系進行計算。

本文所使用的受教育年限的數(shù)據(jù)取自1995—2008年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中的就業(yè)人員受教育程度構成數(shù)據(jù)。其中:1995年和2000年有掃盲班，但人數(shù)相對較少，本文將其歸為不識字或未上過學一類;1998年和1999年中專和高中的統(tǒng)計數(shù)據(jù)統(tǒng)一為受高中教育的人數(shù);2002年至2008年大專、本科及研究生受教育人數(shù)統(tǒng)一劃分到大專及以上一類。將每一種受教育水平按一定的受教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數(shù)，再加總，最后除以相應的總人口，便得到人均受教育水平，數(shù)據(jù)單位為年。計算公式如下:

其中，Ht為t年廣西壯族自治區(qū)6歲及以上人均受教育年限，HEit為t年第i學歷水平的人數(shù)占統(tǒng)計總人數(shù)的比例，hi為第i學歷水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5，分別表示大專及以上，高中，初中，小學，不識字。將就業(yè)人員所受的不同教育程度賦予不同的受教育水平年限:大專及以上為16年，高中為12年，初中為9年，小學為6年，不識字為0年。［12］

反映產(chǎn)業(yè)結構升級的指標一般有兩種:一是第一產(chǎn)業(yè)的勞動力占勞動力總數(shù)的比重。比重越小，說明結構轉(zhuǎn)換的速度越迅速，產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度越高。二是第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。比重呈現(xiàn)上升趨勢，說明產(chǎn)業(yè)結構有升級趨勢。本文主要采用第二種指標分析產(chǎn)業(yè)結構升級，即廣西壯族自治區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值比重;另用廣西壯族自治區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)反映經(jīng)濟發(fā)展水平。

本文對以上三個變量作了相關規(guī)定:反映人力資本的指標——人均受教育年限，用RLZB表示;反映廣西壯族自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的指標——廣西壯族自治區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重，用CYJG表示;反映廣西壯族自治區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的指標采用廣西壯族自治區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的對數(shù)，用LGDP表示。

本文選取的1995—2008年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間，數(shù)據(jù)均來自各年的《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和《廣西統(tǒng)計年鑒》，如表1所示。本文所使用的計量軟件為 Eviews 6.0。

表1 1995—2008年廣西壯族自治區(qū)人力資本、產(chǎn)業(yè)結構升級及經(jīng)濟發(fā)展水平的數(shù)據(jù)

三、實證結果與分析

(一)變量的平穩(wěn)性檢驗

時間序列的建模方法通常是運用時間序列的過去值、當期值及滯后擾動項的加權和建立模型來“解釋”時間序列的變化規(guī)律。在時間序列模型的發(fā)展過程中，一個重要的特征是對統(tǒng)計量均衡關系作某種形式的假設，其中一種非常特殊的假設就是平穩(wěn)性的假設。檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗，通常的方法有ADF檢驗、DFGLS檢驗、PP檢驗等。［13］本文選取ADF檢驗。在進行ADF單位根檢驗之前，確定是否具有截距和時間趨勢項非常重要，一般可采用圖形觀察法。如果呈現(xiàn)無規(guī)則上升或下降并反復，可選擇無截距項有時間項趨勢的檢驗形式;如果呈現(xiàn)明顯的隨時間遞增或遞減的趨勢，且趨勢線并不太陡，可選只含有截距項的檢驗形式;如果數(shù)據(jù)圖形隨時間快速增長，可選既有截距項又有時間趨勢項的檢驗形式，然后還需要進一步檢驗截距或時間趨勢項的顯著性。［14］

觀察三個變量序列的線性圖，RLZB和CYJG都選擇只包含截距項，LGDP選擇既不包含截距項也不包含時間趨勢項，滯后階數(shù)的確定根據(jù) AIC(Akaike Information Criterion)準則來確定，檢驗結果即本文三變量序列ADF的檢驗結果如表2所示。

表2 變量序列的單位根檢驗結果

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，RLZB、CYJG、LGDP都是二階單整的，這三個差分變量序列為I(2)平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整前提條件。

(二)兩變量間的協(xié)整性檢驗

如果一組非平穩(wěn)時間序列存在一個平穩(wěn)的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協(xié)積(協(xié)整)的，這個線性組合被稱為協(xié)積方程，表示一種長期的均衡關系。協(xié)整的定義如下:

K維向量yt的分量間被稱為d，b階協(xié)整，記為yt～CI(d，b)，如果滿足:

(1)yt～I(d)，要求 yt的每個分量 yit～I(d)

(2)存在非零向量 β，使得 βyt～I(d－b)，0＜b≤d

則簡稱yt是協(xié)整的，向量β又稱為協(xié)整向量。

協(xié)整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種:一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，如Johansen協(xié)整檢驗;另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，如DF檢驗和ADF檢驗。本文采用Engle和Granger提出的協(xié)整檢驗方法。這種方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整關系的思想來看，如果自變量和因變量之間存在協(xié)整關系，那么它們之間的殘差序列也應該是平穩(wěn)的。本文用此方法來驗證CYJG和LGDP以及DSCY和RLZB之間是否存在協(xié)整關系。

以ε1和ε2分別表示變量CYJG和LGDP以及CYJG和RLZB之間回歸方程的殘差。利用ADF的協(xié)整檢驗方法來判斷殘差序列是否平穩(wěn)，進而確定回歸方程的變量之間是否存在協(xié)整關系。ADF檢驗的結果得出 ε1和 ε2的 ADF檢驗值分別為－3.804052和 －3.812921，它們的絕對值大于觀測樣本量的ADF檢驗5%顯著水平下的臨界值的絕對值，拒絕原假設，殘差序列不存在單位根，所以回歸方程的殘差是平穩(wěn)的。這說明產(chǎn)業(yè)結構升級和區(qū)域經(jīng)濟增長、人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在協(xié)整關系。也就是說，它們之間存在著某種長期穩(wěn)定的均衡關系。

(三)人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的誤差修正模型

誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)是協(xié)整分析的一個延伸。誤差修正這個術語最早是Sargen在1964年提出的，誤差修正模型的基本形式則是1978年由 Davidson、Hendry、Srba和 Yeo提出的，因此，誤差修正模型又稱為DHSY模型。誤差修正模型不再單純地使用變量的水平值(指變量的原始值)或變量的差分建模，而是把兩者有機地結合在一起，充分利用這兩者所提供的信息。從短期看，被解釋變量的變動是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動所決定的，短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小。從長期看，協(xié)整關系式起到引力線的作用，將非平衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

本文前面已經(jīng)檢驗了人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的協(xié)整關系，為了進一步考察兩者之間的動態(tài)關系，現(xiàn)通過ECM模型進行分析。

首先，建立1995—2008年人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級的長期均衡方程:

估計結果為:

然后，令ecmt=^ut，將上式的殘差序列^ut作為誤差修正項，建立修正模型如下:

其中:ΔCYJGt是產(chǎn)業(yè)結構變化的一階差分值，體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)結構升級的速度;ΔRLZBt是人力資本水平的一階差分值，體現(xiàn)了人力資本的提高速度;ecmt－1是誤差修正項，體現(xiàn)了長期均衡誤差對因變量的控制。

該方程的回歸系數(shù)均通過了參數(shù)顯著性檢驗(5%水平)，整體線性比較顯著(F=12.6529，P=0.001823)，R2=7168，擬合優(yōu)度也較好。由估計結果可以看出，人力資本水平(ΔRLZBt)的變化將引起產(chǎn)業(yè)結構(ΔCYJGt)的相同方向的變化。也就是說，人力資本積累的速度提高1%，產(chǎn)業(yè)結構的變化也就是第三產(chǎn)業(yè)的比重增加0.03071%，產(chǎn)業(yè)升級0.03071%。這表明人力資本水平的提高對產(chǎn)業(yè)結構升級有正的影響，但影響不大。誤差修正項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的修正力度，從系數(shù)值0.725來看，修正的力度是比較大的。這說明廣西壯族自治區(qū)正處在經(jīng)濟發(fā)展的上升期，產(chǎn)業(yè)結構升級速度具有較大的波動性，如果提高人力資本水平，就會給產(chǎn)業(yè)結構升級帶來較大的正面影響。

(四)人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的因果關系檢驗

前文的檢驗證實了人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構之間存在協(xié)整關系，在此基礎上對研究變量進行Granger因果關系檢驗，以確定它們之間的作用方式。

Granger因果的定義:如果關于所有的s＞0，基于(yt，yt－1，…)預測 yt+s得到的均方誤差，與基于(yt，yt－1，…)和(xt，xt－1，…)兩者得到的 yt+s的均方差相同，則y不是由x Granger引起的。

本文主要對人力資本和產(chǎn)業(yè)結構之間的因果關系作Granger因果關系檢驗。取滯后期階數(shù)為1，檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

從表中數(shù)據(jù)可以看出，接受了“人力資本水平變化(RLZB)不是產(chǎn)業(yè)結構變化(CYJG)的格蘭杰原因”的零假設，而拒絕了產(chǎn)業(yè)結構變化(CYJG)不是人力資本水平變化(RLZB)的格蘭杰原因的零假設。這表明廣西壯族自治區(qū)人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的作用關系是:產(chǎn)業(yè)結構升級是人力資本水平提高的原因，產(chǎn)業(yè)結構升級加快人力資本水平的提高，而人力資本水平提高沒能夠促進產(chǎn)業(yè)結構的升級。這說明目前廣西壯族自治區(qū)的高等教育還沒有與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟連接上，沒有很好地實現(xiàn)產(chǎn)、學、研的結合，人力資本的提高并沒有很好地帶動產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

四、結論及政策建議

本文基于廣西壯族自治區(qū)1995—2008年的相關數(shù)據(jù)，對人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系運用計量分析方法進行了ADF單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型估計和格蘭杰因果檢驗，得出以下幾點結論:

第一，根據(jù)兩變量的協(xié)整關系分析，人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構變動、產(chǎn)業(yè)結構升級與經(jīng)濟增長這兩對經(jīng)濟變量之間存在長期的均衡關系，人力資本通過對產(chǎn)業(yè)結構變動的作用來間接影響廣西壯族自治區(qū)的經(jīng)濟增長。因此，相關部門應重視教育事業(yè)，培養(yǎng)更多高素質(zhì)人才，加快人力資本的積累，促進廣西壯族自治區(qū)產(chǎn)業(yè)結構的升級，進而推動該區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

第二，通過ECM分析可知人力資本水平的提高會促進產(chǎn)業(yè)結構的升級，但影響不大，人力資本水平增長率每提高1%，產(chǎn)業(yè)結構升級變化為0.03071%。這說明廣西壯族自治區(qū)人力資本發(fā)展水平還不夠高，不能夠?qū)Ξa(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生較大的影響，因此，相關部門仍然要進一步加大教育投入，不僅要加強對基礎教育的投入，而且還要加強對在職職工的再培訓教育的投入，從各個層面提高人力資本水平。這樣才能夠促使產(chǎn)業(yè)結構升級，提高區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平。

第三，通過對產(chǎn)業(yè)結構和人力資本兩變量的格蘭杰因果檢驗可知，產(chǎn)業(yè)結構的升級可以有力地加快人力資本水平的提高，但人力資本的提升不是產(chǎn)業(yè)結構變化的動因。由最小二乘法(OLS)回歸系數(shù)可知，人力資本的提升能夠帶動產(chǎn)業(yè)結構的升級。這就間接說明了盡管產(chǎn)業(yè)結構在升級，經(jīng)濟在增長，但在發(fā)展人力資本水平上投入仍然不夠。因此，相關部門應該加大在教育上的投入，積極發(fā)展教育事業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)、學、研的鏈條循環(huán)式發(fā)展，提高人力資本在產(chǎn)業(yè)結構升級中的作用。

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