物質(zhì)資本、人力資本對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究

(湖南省國(guó)際工程咨詢中心，湖南 長(zhǎng)沙 410016)

一、引言

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得飛速發(fā)展。但在經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的背后，一系列隱患也逐漸凸顯出來(lái)。一方面，我國(guó)一直以來(lái)主要依靠投資來(lái)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，效果顯著。但自2008年受世界范圍的金融危機(jī)影響，我國(guó)持續(xù)增加投資以維持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策效果不斷減弱，弊端開(kāi)始逐漸凸顯。依靠投資支出帶動(dòng)資本存量的積累在短時(shí)間內(nèi)能較大地刺激我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但從長(zhǎng)期來(lái)看，通過(guò)資本存量的積累刺激經(jīng)濟(jì)會(huì)帶來(lái)一系列的負(fù)面影響，如產(chǎn)生擠出效應(yīng)、物價(jià)水平大幅上漲等。另一方面，我國(guó)經(jīng)濟(jì)近年來(lái)飛速增長(zhǎng)是以粗放型經(jīng)濟(jì)為基礎(chǔ)，這是以資源的消耗及環(huán)境的污染為代價(jià)而取得的。我國(guó)經(jīng)濟(jì)要想持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展，還需以科技進(jìn)步來(lái)帶動(dòng)?？萍歼M(jìn)步的關(guān)鍵在于人才的培養(yǎng)，而教育落后、人才缺失導(dǎo)致我國(guó)人力資本水平較低正是制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的一個(gè)重要原因。因此，在當(dāng)前這一經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略機(jī)遇期，如何積累物質(zhì)資本及人力資本成為保障中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型及持續(xù)健康穩(wěn)定發(fā)展的關(guān)鍵。筆者從物質(zhì)資本及人力資本角度，分析研究其對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，建立VAR模型對(duì)1952至2011年中國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率進(jìn)行詳實(shí)的實(shí)證研究，以期獲得一些有用的啟示。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題是經(jīng)濟(jì)學(xué)中一個(gè)亙古不變的重要課題，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者基于不同理論及不同角度對(duì)其進(jìn)行了大量研究分析。Harrod(1939)[1]和Domar(1946)[2]等人以凱恩斯理論為基礎(chǔ)，從儲(chǔ)蓄率、資本產(chǎn)出比角度分析了其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，但忽視了技術(shù)進(jìn)步及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Solow和Swan(1956)[3]以哈羅德-多馬模型為基礎(chǔ)，將技術(shù)進(jìn)步作為外生變量納入模型之中，建立了新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型。但由于技術(shù)進(jìn)步為外生變量，故新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型在一些理論的解釋上存在一些困難。Romer(1986)[4]的知識(shí)溢出模型首次將知識(shí)作為一個(gè)獨(dú)立的內(nèi)生變量納入模型當(dāng)中。Lucas(1988)[5]的人力資本模型將人力資本的形成結(jié)合到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型之中，且強(qiáng)調(diào)整個(gè)經(jīng)濟(jì)應(yīng)分為兩個(gè)部門，將人力資本和物質(zhì)資本區(qū)分開(kāi)，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響大于物質(zhì)資本，從而得出正是因?yàn)槿肆Y本的外部效應(yīng)導(dǎo)致生產(chǎn)函數(shù)出現(xiàn)規(guī)模遞增，使得人力資本成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的根本源泉。除了Romer和Lucas以外，仍有許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家著眼于人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Rebelo(1991)[6]從教育是人力資本積累最佳途徑這一角度著手，分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Barro(1995)[7]、Mankiw(1992)[8]通過(guò)將人力資本的引入，發(fā)現(xiàn)人力資本有助于改善回歸結(jié)果，且人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著正向影響。黃玖立、冼國(guó)明(2009)[9]通過(guò)對(duì)中國(guó)各省區(qū)31個(gè)工業(yè)部門研究分析，發(fā)現(xiàn)人力資本存量的提高對(duì)東中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有顯著的推動(dòng)效果。張若雪(2010)[10]通過(guò)面板數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出人力資本存量較低是導(dǎo)致我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平較低、升級(jí)緩慢的主要原因。錢曉燁等(2010)[11]在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論模型基礎(chǔ)上，使用空間回歸方法，分析得出人力資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的正向作用。

物質(zhì)資本存量亦是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。Hicks(1950)[12]認(rèn)為投資支出導(dǎo)致的資本存量積累是影響經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的關(guān)鍵性因素。李治國(guó)、唐國(guó)興(2003)[13]通過(guò)分析在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期的資本形成路徑，得出產(chǎn)出水平與物質(zhì)資本形成互為影響。徐現(xiàn)祥、舒元(2005)[14]發(fā)現(xiàn)資本積累差異是沿海與內(nèi)地在90年代后收入差異不斷擴(kuò)大的重要原因。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做了許多理論研究及實(shí)證分析，但多數(shù)學(xué)者是基于單獨(dú)從人力資本角度或物質(zhì)資本角度來(lái)研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。筆者將在前人研究的基礎(chǔ)上，從人力資本及物質(zhì)資本角度全面地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分析研究，以彌補(bǔ)前人研究的不足之處。

三、模型設(shè)定與研究方法

1、模型設(shè)定

20世紀(jì)80年代，盧卡斯在舒爾茲人力資本理論的基礎(chǔ)上，提出了盧卡斯人力資本模型。該模型充分借鑒了貝克爾等對(duì)人力資本研究的成果，并將人力資本的形成結(jié)合到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型。該人力資本經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型將整個(gè)經(jīng)濟(jì)分成兩個(gè)部門。在第一個(gè)部門中，每位勞動(dòng)者根據(jù)其擁有的物質(zhì)資本與人力資本生產(chǎn)消費(fèi)品；而在第二個(gè)部門中，人力資本則自我形成。并假設(shè)每位勞動(dòng)者的能力和他貢獻(xiàn)給人力資本的時(shí)間(可看作受教育以及培訓(xùn)的時(shí)間)決定了他進(jìn)一步獲取知識(shí)的速度。同時(shí)，該模型還假定，所有個(gè)人均是同質(zhì)的，因此可以得到加總的生產(chǎn)函數(shù)以及人力資本形成函數(shù)：

(1)

Ht=B(1-μt)βHt

(2)

上式中A、B、α、β都為正的參數(shù)，Q為產(chǎn)出，K為物質(zhì)資本存量，H為人力資本存量(人力資本中用于生產(chǎn)的部分)，(1-μ)為人力資本形成的部分。

筆者在盧卡斯人力資本模型基礎(chǔ)上進(jìn)行了調(diào)整，對(duì)(1)式兩邊取自然對(duì)數(shù)，得到：

LnQt=LnAt+αLnKt+(1-α)LnHt+Lnut

(3)

用國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率GDP代替經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出LnQt，且又因?yàn)棣?β=1，故(3)式可變化為：

GDP=LnAt+αLnKt+βLnHt+Lnut

(4)

2、研究方法

(1)VAR模型

VAR模型(向量自回歸)由Sims在1980年引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，并推動(dòng)了該模型在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動(dòng)態(tài)性研究中的廣泛應(yīng)用[15]。該模型的特點(diǎn)是將系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)建模型，以此將單變量自回歸模型推進(jìn)到基于多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

VAR(p)模型的數(shù)學(xué)形式是：

yt=Φ1yt-1+Φ2yt-2+...+Φpyt-p

+Hxt+εt

其中，t=1,2,…，T。yt為k維的內(nèi)生變量列向量，xt為d維外生變量列向量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個(gè)數(shù)；Φ1，Φ2，...，Φp與H為待估計(jì)的系數(shù)矩陣；εt為擾動(dòng)向量，它們之間可同期相關(guān)，但不與自身的滯后值相關(guān)，同時(shí)不與等式右邊的變量相關(guān)。

(2)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen與Juselius一起提出了一種以VAR模型為基礎(chǔ)的協(xié)整檢驗(yàn)回歸系數(shù)的方法。協(xié)整檢驗(yàn)的目的是檢驗(yàn)一組平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，并可通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)判斷線性回歸方程的設(shè)定是否合理。Johansen 提出了關(guān)于系數(shù)矩陣協(xié)整的似然比(LR)檢驗(yàn)方法，設(shè)至多有r個(gè)協(xié)整關(guān)系為H0，有n個(gè)協(xié)整關(guān)系為H1。檢驗(yàn)跡統(tǒng)計(jì)量ηr的顯著性：

ηr是一個(gè)聯(lián)合檢驗(yàn)，其原假設(shè)是：協(xié)整向量的數(shù)量小于或等于r個(gè)。如果存在著協(xié)整關(guān)系，則意味著變量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(3)Granger因果檢驗(yàn)

因果關(guān)系檢驗(yàn)由格蘭杰(C.W.Granger)于1969年提出，后經(jīng)亨德利(Hendry)和理查德(Richard)進(jìn)一步發(fā)展而成。這種方法為從統(tǒng)計(jì)角度確定變量間的因果關(guān)系提供一種實(shí)用分析工具。

若xt和yt為穩(wěn)定的時(shí)間序列變量，即xt=c1+α1xt-1+α2xt-2+…+αpxt-p+β1yt-1+β2yt-2++βpyt-p+ut，則可用OLS估計(jì)上式的殘差平方和RSS1，將此結(jié)果與xt的單元自回歸殘差平方和RSS0相比較，如果F1=[(RSS0-RSS1)/p]/[RSS1/(T-2p-1)]大于F(p，T-2p-1)分布的5%臨界值，就可以得到“y能格蘭杰引起x”；反之，則拒絕“y能格蘭杰引起x”。

(4)脈沖響應(yīng)函數(shù)

VAR模型是一種非理性的模型，一般而言該模型不分析一個(gè)變量的變化對(duì)另一個(gè)變量的影響，但它研究當(dāng)某個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化或者模型受到某種沖擊時(shí)對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，這就是脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。以下根據(jù)兩個(gè)變量的VAR(2)模型來(lái)說(shuō)明脈沖響應(yīng)函數(shù)的基本思想：

在上述模型中，t=1,2,…T。若ε1t發(fā)生變化，則不僅當(dāng)前的x值會(huì)受到影響并立即改變，而且會(huì)影響到變量x和y今后的取值。脈沖響應(yīng)函數(shù)試圖描述這些影響的軌跡，并顯示任意變量的擾動(dòng)如何通過(guò)模型影響到其它變量，且最終又反饋到自身的過(guò)程。

(5)方差分解

方差分解是進(jìn)一步評(píng)價(jià)各內(nèi)生變量對(duì)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度。方差分解是分析預(yù)測(cè)殘差的標(biāo)準(zhǔn)差由不同新息的沖擊影響的比例，亦即對(duì)應(yīng)內(nèi)生變量對(duì)標(biāo)準(zhǔn)差的貢獻(xiàn)比例。其基本思想如下：

上述模型中，i=1,2,…,k,t=1,2, …,T。由上可知，式中各括號(hào)中的內(nèi)容是第j個(gè)繞動(dòng)項(xiàng)從無(wú)限過(guò)去到現(xiàn)在時(shí)點(diǎn)對(duì)影響的總和。通過(guò)求其方差，假設(shè)無(wú)序列相關(guān)，則：

上述公式中，i,j=1,2, …,k。以上是將第j個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)第i個(gè)變量從無(wú)限過(guò)去到現(xiàn)在時(shí)點(diǎn)的影響，用方差進(jìn)行評(píng)價(jià)的結(jié)果。同時(shí)，還假設(shè)擾動(dòng)項(xiàng)向量的協(xié)方差矩陣∑為對(duì)角矩陣，那么yi的方差是上述方差的k項(xiàng)的簡(jiǎn)單和：

上述模型中，i=1,2, …k。yi的方差可分解為k種不相關(guān)的影響，所以為了測(cè)度各擾動(dòng)項(xiàng)相對(duì)yi的方差有多少程度的貢獻(xiàn)，特定義如下尺度：

上述模型中，i，j=1,2, …,k。據(jù)此，方差分解能提供和脈沖響應(yīng)函數(shù)相同的信息，但不同之處在于，方差分解將某個(gè)內(nèi)生變量的變化分解為VAR模型中所有內(nèi)生變量的沖擊，它表明了VAR模型中各變量隨機(jī)誤差的相對(duì)重要程度。

3、數(shù)據(jù)的選取

采用的樣本數(shù)據(jù)包括1952-2011年國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(GDP)、人力資本存量(H)、物質(zhì)資本存量的數(shù)據(jù)(K)。數(shù)據(jù)來(lái)源國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(1949-2008)及相關(guān)論文。

針對(duì)人力資本存量數(shù)據(jù)的獲取，當(dāng)前有許多種計(jì)算方法，用不同計(jì)算方法計(jì)算的人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響結(jié)果差異很大。由于數(shù)據(jù)可得性問(wèn)題，筆者采取平均受教育年限法[16]來(lái)近似替代我國(guó)1952-2011年的人力資本存量。

由于對(duì)一個(gè)國(guó)家的物質(zhì)資本存量估計(jì)十分困難，且國(guó)家尚未公布?xì)v年資本存量的官方數(shù)據(jù)，因此資本存量數(shù)據(jù)的獲得只能依靠相關(guān)研究文獻(xiàn)。故筆者采用單豪杰(2008)的數(shù)據(jù)[17]。2007-2011年的我國(guó)物質(zhì)資本存量則采用永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行計(jì)算得出。

國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的取得是通過(guò)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局歷年統(tǒng)計(jì)公告收集得到。

四、實(shí)證分析

為了使估計(jì)結(jié)果無(wú)偏差，在進(jìn)行檢驗(yàn)之前，首先對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，從而消除數(shù)據(jù)中存在的異方差現(xiàn)象，分別對(duì)人均受教育年限及物質(zhì)資本存量取自然對(duì)數(shù)LNH及LNK；由于國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率為百分比數(shù)據(jù)，取對(duì)數(shù)后失去經(jīng)濟(jì)意義，故國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率仍采用原數(shù)據(jù)。

1、時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用ADF單位根檢驗(yàn)方法對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(GDP)、人均受教育年限(LNH)、物質(zhì)資本存量(LNK)各序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。其中，滯后階數(shù)根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則選取。表1為各時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。

表1 各個(gè)變量的單位根檢驗(yàn)

根據(jù)表1可知,時(shí)間序列GDP為平穩(wěn)時(shí)間序列,而LNH及LNK為非平穩(wěn)時(shí)間序列,但一階差分后平穩(wěn),故時(shí)間序列LNH、LNK在5%的顯著性水平下，為一階單整。對(duì)LNH、LNK進(jìn)行一階差分變換，故ΔLNH、ΔLHK都是平穩(wěn)序列。

2、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

為避免由于缺乏協(xié)整關(guān)系而進(jìn)行偽回歸，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從表2可知，模型在5%顯著性水平下，至少有一個(gè)協(xié)整關(guān)系存在，可建立相應(yīng)VAR模型。

表2 序列協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3、Granger因果檢驗(yàn)

為進(jìn)一步了解各變量間的相互引導(dǎo)關(guān)系，需對(duì)各變量開(kāi)展Granger因果檢驗(yàn)。Granger因果檢驗(yàn)滯后時(shí)間長(zhǎng)度按照AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定，最終確定滯后時(shí)間長(zhǎng)度p=2，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，人力資本變化是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化的Granger原因，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化不是人力資本變化的Granger原因；物質(zhì)資本變化是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化的Granger原因，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化不是物質(zhì)資本變化的Granger原因。

4、人力資本、物質(zhì)資本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的VAR模型

由表1可知，GDP為零階單整，LNH、LNK均為一階單整。對(duì)LNH、LNK進(jìn)行一階差分變換，故ΔLNH、ΔLHK都是平穩(wěn)序列。對(duì)GDP、ΔLNH、ΔLNK建立VAR(p)模型，其中p值為滯后階數(shù)，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則選取，得到p=2。對(duì)各時(shí)間序列建立VAR(2)模型，得到：

模型中各個(gè)方程的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)意義上多為顯著，且VAR模型的整體擬合度較高，三個(gè)方程的樣本決定系數(shù)R2分別為0.2389、0.6587、0.4028。

從上式VAR模型中，可以大致看出國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率與GDP與人力資本ΔLNH、物質(zhì)資本ΔLNK存在顯著的多元線性關(guān)系。且在滯后一期時(shí)，人力資本及物質(zhì)資本的系數(shù)為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)時(shí)其與國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率存在顯著的負(fù)相關(guān)。在滯后二期時(shí)，人力資本系數(shù)為負(fù)，物質(zhì)資本系數(shù)為正。但在此模型方程上對(duì)參數(shù)估計(jì)值進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義的解釋十分困難，故還需結(jié)合脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行進(jìn)一步的分析。

5、脈沖響應(yīng)分析

圖1和圖2分別表示人力資本(ΔLNH)、物質(zhì)資本(ΔLNK)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率(GDP)的影響，圖中橫軸代表季度數(shù)，縱軸代表對(duì)沖擊的反應(yīng)程度(單位：百分?jǐn)?shù))，實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)值，虛線表示正負(fù)2倍差偏離帶。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的脈沖反應(yīng)函數(shù)

圖2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的脈沖反應(yīng)函數(shù)

由圖1可知，當(dāng)給人力資本一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率在短期內(nèi)出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，在第二期達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大值-3.2510，隨后開(kāi)始出現(xiàn)正向響應(yīng)，在第五期達(dá)到正向響應(yīng)最大值1.7272，在第七期開(kāi)始逐漸平穩(wěn)，趨向于0。人力資本對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的脈沖響應(yīng)圖顯示，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有顯著的滯后期，并且在短期內(nèi)會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生明顯的負(fù)向效應(yīng)。

由圖2可知，當(dāng)給定物質(zhì)資本一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率立即出現(xiàn)正向響應(yīng)，且達(dá)到正向響應(yīng)最大值3.6309，隨后開(kāi)始出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)。于第3期達(dá)到負(fù)向響應(yīng)最大值-1.8027，隨后又開(kāi)始出現(xiàn)正向響應(yīng)。在第6期左右開(kāi)始逐漸平穩(wěn)，趨向于0?？傮w而言，物質(zhì)資本對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的影響圍繞x軸上下波動(dòng)。這充分表明物質(zhì)資本的投入在短期內(nèi)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有較大的拉動(dòng)作用，但長(zhǎng)期內(nèi)效果微弱。

6、方差分解

為了定量分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與人力資本及物質(zhì)資本之間的關(guān)系，在VAR模型的基礎(chǔ)上，對(duì)其進(jìn)行方差分解，結(jié)果見(jiàn)表4。研究表明，人力資本在第一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在24%左右，隨后快速拉升，但在第四期下降至39.36%，之后貢獻(xiàn)率繼續(xù)上漲，在第6期達(dá)到最大值43.11%，之后略微有下幅度下降，但始終穩(wěn)定在43%左右。在物質(zhì)資本方面，研究結(jié)果表明，物質(zhì)資本在第一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在41.3%左右，隨后大幅度下降至30.25%，之后又緩慢拉升至第四期34.94%，隨后逐漸保持在32.7%左右浮動(dòng)。這也進(jìn)一步證明了物質(zhì)資本存量在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，但隨后拉動(dòng)效應(yīng)減弱。

表4 方差分解結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

1、結(jié)論

選取人力資本存量、物質(zhì)資本存量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這三組數(shù)據(jù)，通過(guò)建立VAR模型，對(duì)三者間的變動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)：我國(guó)GDP增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，而人力資本存量及物質(zhì)資本存量這兩組數(shù)據(jù)為一階平穩(wěn)數(shù)據(jù)。在對(duì)人力資本存量及物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)進(jìn)行差分變換后，GDP增長(zhǎng)率、人力資本、物質(zhì)資本均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，且通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。以上說(shuō)明人力資本存量和物質(zhì)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的影響，且人力資本、物質(zhì)資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果可知，人力資本變化是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化的Granger原因，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化不是人力資本變化的Granger原因；物質(zhì)資本變化是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化的Granger原因，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率變化不是物質(zhì)資本變化的Granger原因。以上說(shuō)明，人力資本、物質(zhì)資本均為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger原因。當(dāng)給人力資本一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，人力資本會(huì)即刻會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期內(nèi)的負(fù)向變化。當(dāng)在第7期以后，人力資本才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向的影響。這充分說(shuō)明了人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)效應(yīng)具有滯后性。當(dāng)給定物質(zhì)資本一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊后，物質(zhì)資本會(huì)即刻引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)立即出現(xiàn)正向變化。但從第2期開(kāi)始，物質(zhì)資本開(kāi)始對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向影響，在第6期左右開(kāi)始逐漸平穩(wěn)，趨向于0。這說(shuō)明短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依靠物質(zhì)資本的投入仍然是有效的，但從長(zhǎng)期來(lái)看，效果微弱，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。從人力資本及物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的長(zhǎng)期關(guān)系來(lái)看，人力資本在第一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在24%左右，隨后快速拉升，但在第四期下降至39.36%，之后貢獻(xiàn)率繼續(xù)上漲，在第6期達(dá)到最大值43.11%，之后略微有下幅度下降，但始終穩(wěn)定在43%左右。在物質(zhì)資本方面，研究結(jié)果表明，物質(zhì)資本在第一期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率在41.3%左右，隨后大幅度下降至30.25%，之后又緩慢拉升至第四期34.94%，隨后逐漸保持在32.7%左右浮動(dòng)。這也進(jìn)一步證明了物質(zhì)資本存量在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的拉動(dòng)效應(yīng)，但隨后拉動(dòng)效應(yīng)減弱。由此表明，人力資本及物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的影響。

2、啟示

基于以上實(shí)證研究，充分證明了人力資本存量及物質(zhì)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有顯著的影響。從人力資本角度看，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用具有滯后性，在短期內(nèi)效果微弱而在長(zhǎng)期內(nèi)效果顯著。原因在于，人力資本形成的途徑在于教育，而對(duì)教育的投入是一項(xiàng)長(zhǎng)期工程，在短期內(nèi)鮮有回報(bào)；但在長(zhǎng)期內(nèi)，根據(jù)盧卡斯模型理論，人力資本的積累總體上看是遞增的，使得其邊際產(chǎn)出遞增，以此克服勞動(dòng)與物質(zhì)資本邊際產(chǎn)出遞減的限制，進(jìn)一步推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)的發(fā)展。而從物質(zhì)資本角度看，物質(zhì)資本在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)作用顯著，但在長(zhǎng)期內(nèi)卻效果微弱，甚至帶來(lái)負(fù)效應(yīng)。這是因?yàn)橐揽课镔|(zhì)資本的投入，短期內(nèi)可以拉動(dòng)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而吸引資金，促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，提升就業(yè)率，推動(dòng)整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但從長(zhǎng)期來(lái)看，依靠投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展效果并不顯著，且會(huì)隨之帶來(lái)通貨膨脹等一系列負(fù)效應(yīng)。

(編輯：周亮；校對(duì)：蔡玲)

[1]Harrod R. An Essay in Dynamic Theory [J]. Economic Journal, 1939, (49): 14-33.

[2]Domar E. Capital Expansion, Rate of Growth and Employment [J]. Economctrica, 1946, (14)：137-147.

[3]Solow R. A contribution to the theory of economic growth[J]. Quarterly Journal of Economics, 1956, (1)： 65-94.

[4]Romer P.M. Increasing Returns and Long-run Growth[J]. Journal of Political Economy, 1986, (5)：1002-1037.

[5]Lucas, Rober. On the Mechanic of Economic Development[J]. Journal of Monetary Economics, 1988, (22)：32-42.

[6]Rebelo S. Long-Run Policy Analysis and Long-Run Growth [J]. Journal of Politic Economy, 1991,(99)：500-521.

[7]Barro，Sala-I-Martin. Economic Growth[M]. Canbridge, McGraw-Hill, MA，1995. 51-55.

[8]Mankiw Gregory N, Romer, David, Wen David N.A. Contribution to the Empiries of Economic Growth[J]. Quarterly Journal of Economics, 1992，(107)：98-110.

[9]黃玖立，冼國(guó)明. 人力資本與中國(guó)省區(qū)的產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2009，(5)：27-40.

[10]張若雪. 人力資本、技術(shù)采用與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[J]. 財(cái)經(jīng)科學(xué)，2010，(2)：66-74.

[11]錢曉曄，遲 巍，黎 波. 人力資本對(duì)我國(guó)區(qū)域創(chuàng)新及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010，(4)：107-121.

[12]John Richard Hicks. A Contribution to the Theory of the Trade Cycle [M]. Clarendon Press，1950. 12-126.

[13]李治國(guó)，唐國(guó)興. 資本形成路徑與資本存量調(diào)整模型[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2003，(2)：34-42.

[14]徐現(xiàn)祥，舒 元. 物質(zhì)資本、人力資本與中國(guó)地區(qū)雙峰趨同[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2005，(1)：47-57.

[15]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2009. 78-85.

[16]胡永遠(yuǎn). 人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):一個(gè)實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003，(1)：54-60.

[17]單豪杰.中國(guó)資本存量K的再估算:1952-2006年[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008,(10):17-31.