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    人才流失與人均GDP、產(chǎn)業(yè)增長率、生活水平關(guān)系的經(jīng)濟(jì)學(xué)分析

    2014-03-04 23:40:34于善甫
    商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究 2014年5期
    關(guān)鍵詞:恩格爾系數(shù)人才流失

    內(nèi)容摘要:基于我國1990年至2011年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù),本文利用VAR模型實(shí)證分析了人才流失與我國人均GDP、各產(chǎn)業(yè)增長率、城鎮(zhèn)與農(nóng)村人們生活水平的關(guān)系。結(jié)果表明,除了城鎮(zhèn)人們生活水平以外,其他變量不能通過格蘭杰檢驗(yàn),不能對其建立與人才流失率的VAR模型。而通過對城鎮(zhèn)人們生活水平對人才流失率的脈動(dòng)圖的研究發(fā)現(xiàn),人才流失率對城鎮(zhèn)人們生活水平的影響是比較復(fù)雜的,有積極作用,也有消極作用,但是匯總影響力,消極作用占主導(dǎo)地位。

    關(guān)鍵詞:人才流失 經(jīng)濟(jì)問題 恩格爾系數(shù)

    問題的提出

    人才問題是一個(gè)關(guān)乎國家綜合競爭力的核心問題,從某種意義上說,21世紀(jì)的競爭是人才的競爭,國家之間競爭也是國家之間人才爭奪的競爭。當(dāng)今這個(gè)時(shí)代經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展迅速,科技水平更是日新月異,科技的更新?lián)Q代超過了以往任何一個(gè)時(shí)候,科技的發(fā)展帶動(dòng)了產(chǎn)業(yè)革命,產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶動(dòng)了國民經(jīng)濟(jì)的增長,國民經(jīng)濟(jì)的增長使得國家富強(qiáng),人民生活水平提高。而科技水平的提升依靠的就是人才。美國在第二次世界大戰(zhàn)后成為世界的中心,科技、經(jīng)濟(jì)實(shí)力長期雄霸世界,而其主要依靠的就是大量的人才,各種高新技術(shù)人才在美國的集聚,帶動(dòng)了美國科技的發(fā)展,使得美國科技水平長期在世界遙遙領(lǐng)先,科技進(jìn)步使得美國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化提升,原子能產(chǎn)業(yè)、電子計(jì)算機(jī)產(chǎn)業(yè)、空間技術(shù)產(chǎn)業(yè)和生物工程產(chǎn)業(yè)等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展極大提升了美國的競爭力,形成了在世界上無可比擬的優(yōu)勢,可以說,涉及信息技術(shù)、新能源技術(shù)、新材料技術(shù)、生物技術(shù)、空間技術(shù)和海洋技術(shù)等諸多領(lǐng)域的第三次科技革命正是發(fā)端于美國,也造就了美國幾十年來的長盛不衰?;剡^頭來再看我國,我國的人才流失對人均GDP、產(chǎn)業(yè)增長和人民生活水平帶來什么樣的影響,這種影響如何應(yīng)對,這是本文所要研究的。

    我國人才培養(yǎng)的歷史演變與現(xiàn)狀

    我國一直強(qiáng)調(diào)培養(yǎng)大量專業(yè)人才。早在十九世紀(jì)五六十年代,我國派遣了很多留學(xué)生前往蘇聯(lián)和東歐求學(xué),由于受到資助,95%的學(xué)生回國。在1949年因?yàn)楦鞣N原因滯留海外的留學(xué)生陸續(xù)回國。在19世紀(jì)80年代,我國先后向49個(gè)國家派遣留學(xué)生,主修各國語言,然后也先后回國。據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)顯示,隨著改革開放的不斷深入,我國留學(xué)人數(shù)不斷增加,在1978年至2007年之間我國留學(xué)生達(dá)到120多萬。從國外數(shù)據(jù)顯示,我國已經(jīng)成為留學(xué)人數(shù)最多的國家。僅在美國,我國留學(xué)生每年占美國總留學(xué)生總數(shù)的10%以上,并且80%的都為研究生。但是,隨著我國留學(xué)生的增加,我國人才結(jié)構(gòu)并沒有得到很大改善,人才回歸率非常低。根據(jù)《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)如圖1 ,雖然近年來回歸率有所上升,但是留學(xué)生回歸率依然非常低,至今每年的回歸率依然低于50%。據(jù)國外數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì),我國依然是最大的人才輸出國,每年都有大量的人才流失,滯留在海外的留學(xué)生累積已將超過百萬,并且學(xué)歷越高、專業(yè)越緊缺,技術(shù)能力越強(qiáng)的留學(xué)生回國的比例越小。據(jù)《2007年全球政治與安全》中數(shù)據(jù)顯示,我國流失的頂尖人才數(shù)量在世界居于首位。究其原因,主要是因?yàn)槲覈幱谏鐣?huì)主義初級階段,受我國經(jīng)濟(jì)水平、科技水平以及制度不完善的阻礙,我國不能引進(jìn)國際人才,而在吸引本國人才回流上也面臨了很多困境。近年來,我國推出一系列制度和優(yōu)惠政策,實(shí)施千人計(jì)劃吸收海外人才回國創(chuàng)業(yè),這在人才回流上取得了一定成效。

    現(xiàn)有關(guān)于人才流失問題的文獻(xiàn)述評

    我國關(guān)于人才流失及回流的研究較多,主要涉及人才回流的問題、動(dòng)因以及政策建議等待,而對于國際人才流動(dòng)與經(jīng)濟(jì)問題關(guān)系研究的較少,對于人才流動(dòng)對經(jīng)濟(jì)問題的實(shí)證研究非常缺乏。孫瑜分析了世界人才需求狀況以及我國人才流失海外的嚴(yán)重性,將經(jīng)濟(jì)、科技以及教育等因素指標(biāo)化,構(gòu)建與人才回流數(shù)量的模型關(guān)系,分析海外的人才回流規(guī)律。楊玉潔以人才回流為自變量,以經(jīng)濟(jì)增長為因變量建立一元一次回歸模型,深入分析了經(jīng)濟(jì)增長對人才流動(dòng)的影響。宋艷濤等研究了研究海外人才回流在生產(chǎn)率以及產(chǎn)出水平方面相對國內(nèi)的能力溢價(jià),實(shí)證分析了海外人才對生產(chǎn)率以及經(jīng)濟(jì)增長的作用。宋艷濤等人還構(gòu)建了歸國人員滿意度與城市競爭力關(guān)系的理論模型,分析了人員回流后影響其滿意度的各種因素。許家云將海外人才回流引入CES生產(chǎn)函數(shù),實(shí)證分析了影響我國人才回流的各種因素。

    綜合當(dāng)前研究,發(fā)現(xiàn)存在以下缺陷:第一,對于人才流失對經(jīng)濟(jì)增長的影響停留在簡單的生產(chǎn)率上面,而人才回流對經(jīng)濟(jì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的影響依然缺乏;第二,當(dāng)前研究人才流失對經(jīng)濟(jì)問題中的生產(chǎn)率的影響,但對于其他經(jīng)濟(jì)問題的研究缺乏,比如城鎮(zhèn)以及農(nóng)村的生活狀況的影響。綜合以上,本文利用以我國留學(xué)生每年留學(xué)生流失率作為自變量,以城鎮(zhèn)居民恩格爾系數(shù)、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)、我國人均GDP、我國三產(chǎn)業(yè)各自增長率為因變量,構(gòu)建VAR模型,實(shí)證研究人才流失率對我國經(jīng)濟(jì)問題的影響。

    誤差修正模型的建立

    (一)數(shù)據(jù)說明

    人才流失率(RC)在本次實(shí)證研究中采用的數(shù)據(jù)計(jì)算方法為:(當(dāng)年留學(xué)流出人數(shù)-當(dāng)年留學(xué)生回流人數(shù))/我國當(dāng)年高等院校的總?cè)藬?shù)。我國當(dāng)年高等院???cè)藬?shù)代表了我國總?cè)瞬艛?shù)量。

    人均GDP(RJ),是衡量一個(gè)國家宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的一個(gè)重要指標(biāo)。在此反應(yīng)我國整體的經(jīng)濟(jì)情況。研究人均GDP與人才流失率(RCL)的關(guān)系主要研究人才流失對我國整體經(jīng)濟(jì)情況的影響。

    各個(gè)產(chǎn)業(yè)增長率(第一產(chǎn)業(yè)增長率(DY)、第二產(chǎn)業(yè)增長率(DR)、第三產(chǎn)業(yè)增長率(DS))產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。為了區(qū)分各產(chǎn)業(yè)與人才流失率的關(guān)系,筆者分別對三產(chǎn)業(yè)與人才流失率的關(guān)系進(jìn)行研究,深入分析人才流失率對整體宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

    恩格爾系數(shù)是反應(yīng)食品支出額占個(gè)人消費(fèi)總額的比重,反應(yīng)了一個(gè)國家或區(qū)域人們的生活狀況,一般系數(shù)越高,代表該區(qū)域人們的生活水平越低。由于我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村生活水平非常懸殊,筆者在研究人才流失對人們整體生活水平的影響時(shí)區(qū)分了影響群體,即分為人才流失對城鎮(zhèn)居民生活的影響以及人才流失對農(nóng)村居民生活水平的影響,即研究二者恩格爾系數(shù)與人才流失率的關(guān)系。endprint

    所有數(shù)據(jù)源于《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于數(shù)據(jù)1990年之前以及2012年之后有些指標(biāo)數(shù)據(jù)不全,為了保證序列的統(tǒng)一連貫性,所選數(shù)據(jù)為1990至2011年之間的指標(biāo)數(shù)據(jù)。

    (二) 單位根檢驗(yàn)

    對時(shí)間序列建立計(jì)量模型首先需要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性,所以對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),本次采用ADF檢驗(yàn)。由于人均GDP數(shù)額比其他數(shù)據(jù)較大,所以先對人均GDP序列進(jìn)行自然對數(shù)處理,記為序列LRJ。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。I(0)過程代表沒有進(jìn)行查分的ADF檢驗(yàn)。I(1)過程代表進(jìn)行了一階差分的ADF檢驗(yàn)。

    通過表1數(shù)據(jù)顯示,在沒有常數(shù)項(xiàng),滯后期數(shù)為0的ADF檢驗(yàn)下,人均GDP不能通過ADF檢驗(yàn),不能建立誤差修正模型,而其他變量(第一產(chǎn)業(yè)增長率DY、第二產(chǎn)業(yè)增長率DR、第三產(chǎn)業(yè)增長率DS、城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ、農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC以及人才流失率RC)在進(jìn)行一階差分后序列都處于平穩(wěn)狀態(tài)。

    (三)誤差修正模型

    1.建立第一產(chǎn)業(yè)增長率DY與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DY與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對DY與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0052,在1%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,0.9979)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表2 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    2.建立第二產(chǎn)業(yè)增長率DR與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DR與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DR與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0211,在5%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.322)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    3.建立第三產(chǎn)業(yè)增長率DS與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DS與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DS與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0022,在1%的置信水平下顯著。所以DS和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.1077)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表4 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    4.建立城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)CZ與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對CZ與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.2171,在1%的置信水平下顯著。所以CZ和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    5.建立農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)NC與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對NC與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.5564,在10%的置信水平下不顯著。所以NC和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    向量自回歸(VAR)模型的建立

    (一)格蘭仕檢驗(yàn)

    通過對所有序列進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn),滯后項(xiàng)為4,檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示,拖尾概率P值小于0.1,結(jié)果顯著的有RC與CZ的檢驗(yàn)。因此可以對RC與CZ建立VAR模型,然后通過脈沖響應(yīng)圖研究CZ對RC的反應(yīng)。

    (二)脈沖響應(yīng)函數(shù)

    對模型建立脈沖響應(yīng)函數(shù),如圖2 所示。給人才流失率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息后,開始恩格爾系數(shù)較為平穩(wěn),在第四期后開始有上升趨勢,并且在不斷擴(kuò)大,而在中間的影響有上升和下降,但是整體趨勢是上升的。所以從脈動(dòng)響應(yīng)函數(shù)可以看出,人才流失率會(huì)引起恩格爾系數(shù)上升,人們生活水平的下降,但是影響比較復(fù)雜,處于不斷波動(dòng)當(dāng)中。

    結(jié)論

    我國人才流失對人均GDP的影響作用不確定。從單位根檢驗(yàn)顯示,人才流失率與人均GDP數(shù)據(jù)序列均為非平穩(wěn)性序列,二者在一階差分后,人才流失率序列優(yōu)化為平穩(wěn)序列,但是人均GDP序列依然不平穩(wěn),因此不能建立誤差修正模型,二者也不能建立VAR模型。所以無法從實(shí)證方面論證人才流失率對人均GDP的影響。

    我國人才流失率對各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。雖然各產(chǎn)業(yè)增長率經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是建立誤差修正模型時(shí),其拖尾概率P值過大,修正的決定系數(shù)過小,建立誤差修正模型不成功,而在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)時(shí)P值太大,不能建立VAR模型,因此無法從模型上實(shí)證出人才流失率各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。

    我國人才流失率對人們生活的影響。雖然農(nóng)村恩格爾系數(shù)序列經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是在其對人才流失率進(jìn)行最小二乘法時(shí),二者的誤差序列不隨機(jī),不能建立修正模型,而對其進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)也不通過,所以不能實(shí)證分析人才流失率對農(nóng)村居民生活的影響。但是城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)序列雖然不能建立誤差修正模型,但是其通過格蘭杰檢驗(yàn),建立了VAR模型。

    從實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),人才流失給人們的城鎮(zhèn)生活帶來負(fù)面影響,但是這種影響呈現(xiàn)波動(dòng)性,深入分析原因,可能來自以下幾個(gè)方面:第一,人才流失率影響城鎮(zhèn)生活的途徑比較復(fù)雜,在路徑中其他間接因素的影響下,造成影響效果呈現(xiàn)波動(dòng)性,比如留學(xué)率的增加使得很多人有留學(xué)的欲望和計(jì)劃,并為之不斷努力,從而為社會(huì)創(chuàng)造更多的財(cái)富,積累更多的資本,從某種程度上來說就提高了人們的生活水平,導(dǎo)致恩格爾系數(shù)增加。第二,對我國農(nóng)村影響較小,而對城鎮(zhèn)人們生活水平影響較大,可能是因?yàn)槲覈魧W(xué)生大都是城鎮(zhèn)人,農(nóng)村非常少,所以對農(nóng)村人們生活的影響非常有限。第三,我國留學(xué)生流失,對城鎮(zhèn)人們生活產(chǎn)生消極影響,可能是因?yàn)槿瞬帕魇?,在一定程度上影響城?zhèn)經(jīng)濟(jì)的增長,特別是一些高端人才(據(jù)統(tǒng)計(jì),我國人才流失中高端人才流失非常嚴(yán)重,留學(xué)生占人才流失比例的60%-70%。),從而影響人們的生活品質(zhì)。第四,在前4期,人才流失率對經(jīng)濟(jì)的作用不大,呈現(xiàn)出積極作用,主要是因?yàn)榧?lì)作用發(fā)生在當(dāng)期比較明顯,留學(xué)生高潮會(huì)迅速激起很多學(xué)生留學(xué)的渴望。第五,在前4期,人才流失率的消極作用較少,主要是人才流失率在流失當(dāng)期,這部分人才對經(jīng)濟(jì)的影響有限,但是從長期看,隨著人才的不斷成長,對經(jīng)濟(jì)影響作用不斷增大,消極作用展現(xiàn)就比較突出。第六,綜合而言,人才流失呈現(xiàn)出負(fù)作用,主要是因?yàn)榱魧W(xué)帶來的激勵(lì)促進(jìn)作用抵不上對人才流失給經(jīng)濟(jì)帶來的消極影響,從而呈現(xiàn)出負(fù)作用。

    參考文獻(xiàn):

    1.孫瑜.海外人才回流上海的模型構(gòu)建和政策分析[D].大連理工大學(xué),2007

    2.楊玉杰,朱建軍.基于人才回流動(dòng)因計(jì)量的中國人才外流問題研究[J].價(jià)值工程,2010(26)

    3.宋艷濤,李燕,黃魯成.海外人才回流對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S3)

    4.宋艷濤,李燕,黃魯成.城市競爭力與海外人才回流關(guān)系的研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S4)

    5.許家云,李淑云.基于CES生產(chǎn)函數(shù)模型的海外人才回流問題研究[J].中國科技論壇,2012(12)

    作者簡介:

    于善甫(1985-),河南濮陽人,碩士,黃河科技學(xué)院商貿(mào)學(xué)院管理系講師,研究方向人力資源管理、中小企業(yè)管理、物流。endprint

    所有數(shù)據(jù)源于《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于數(shù)據(jù)1990年之前以及2012年之后有些指標(biāo)數(shù)據(jù)不全,為了保證序列的統(tǒng)一連貫性,所選數(shù)據(jù)為1990至2011年之間的指標(biāo)數(shù)據(jù)。

    (二) 單位根檢驗(yàn)

    對時(shí)間序列建立計(jì)量模型首先需要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性,所以對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),本次采用ADF檢驗(yàn)。由于人均GDP數(shù)額比其他數(shù)據(jù)較大,所以先對人均GDP序列進(jìn)行自然對數(shù)處理,記為序列LRJ。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。I(0)過程代表沒有進(jìn)行查分的ADF檢驗(yàn)。I(1)過程代表進(jìn)行了一階差分的ADF檢驗(yàn)。

    通過表1數(shù)據(jù)顯示,在沒有常數(shù)項(xiàng),滯后期數(shù)為0的ADF檢驗(yàn)下,人均GDP不能通過ADF檢驗(yàn),不能建立誤差修正模型,而其他變量(第一產(chǎn)業(yè)增長率DY、第二產(chǎn)業(yè)增長率DR、第三產(chǎn)業(yè)增長率DS、城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ、農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC以及人才流失率RC)在進(jìn)行一階差分后序列都處于平穩(wěn)狀態(tài)。

    (三)誤差修正模型

    1.建立第一產(chǎn)業(yè)增長率DY與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DY與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對DY與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0052,在1%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,0.9979)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表2 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    2.建立第二產(chǎn)業(yè)增長率DR與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DR與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DR與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0211,在5%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.322)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    3.建立第三產(chǎn)業(yè)增長率DS與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DS與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DS與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0022,在1%的置信水平下顯著。所以DS和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.1077)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表4 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    4.建立城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)CZ與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對CZ與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.2171,在1%的置信水平下顯著。所以CZ和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    5.建立農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)NC與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對NC與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.5564,在10%的置信水平下不顯著。所以NC和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    向量自回歸(VAR)模型的建立

    (一)格蘭仕檢驗(yàn)

    通過對所有序列進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn),滯后項(xiàng)為4,檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示,拖尾概率P值小于0.1,結(jié)果顯著的有RC與CZ的檢驗(yàn)。因此可以對RC與CZ建立VAR模型,然后通過脈沖響應(yīng)圖研究CZ對RC的反應(yīng)。

    (二)脈沖響應(yīng)函數(shù)

    對模型建立脈沖響應(yīng)函數(shù),如圖2 所示。給人才流失率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息后,開始恩格爾系數(shù)較為平穩(wěn),在第四期后開始有上升趨勢,并且在不斷擴(kuò)大,而在中間的影響有上升和下降,但是整體趨勢是上升的。所以從脈動(dòng)響應(yīng)函數(shù)可以看出,人才流失率會(huì)引起恩格爾系數(shù)上升,人們生活水平的下降,但是影響比較復(fù)雜,處于不斷波動(dòng)當(dāng)中。

    結(jié)論

    我國人才流失對人均GDP的影響作用不確定。從單位根檢驗(yàn)顯示,人才流失率與人均GDP數(shù)據(jù)序列均為非平穩(wěn)性序列,二者在一階差分后,人才流失率序列優(yōu)化為平穩(wěn)序列,但是人均GDP序列依然不平穩(wěn),因此不能建立誤差修正模型,二者也不能建立VAR模型。所以無法從實(shí)證方面論證人才流失率對人均GDP的影響。

    我國人才流失率對各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。雖然各產(chǎn)業(yè)增長率經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是建立誤差修正模型時(shí),其拖尾概率P值過大,修正的決定系數(shù)過小,建立誤差修正模型不成功,而在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)時(shí)P值太大,不能建立VAR模型,因此無法從模型上實(shí)證出人才流失率各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。

    我國人才流失率對人們生活的影響。雖然農(nóng)村恩格爾系數(shù)序列經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是在其對人才流失率進(jìn)行最小二乘法時(shí),二者的誤差序列不隨機(jī),不能建立修正模型,而對其進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)也不通過,所以不能實(shí)證分析人才流失率對農(nóng)村居民生活的影響。但是城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)序列雖然不能建立誤差修正模型,但是其通過格蘭杰檢驗(yàn),建立了VAR模型。

    從實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),人才流失給人們的城鎮(zhèn)生活帶來負(fù)面影響,但是這種影響呈現(xiàn)波動(dòng)性,深入分析原因,可能來自以下幾個(gè)方面:第一,人才流失率影響城鎮(zhèn)生活的途徑比較復(fù)雜,在路徑中其他間接因素的影響下,造成影響效果呈現(xiàn)波動(dòng)性,比如留學(xué)率的增加使得很多人有留學(xué)的欲望和計(jì)劃,并為之不斷努力,從而為社會(huì)創(chuàng)造更多的財(cái)富,積累更多的資本,從某種程度上來說就提高了人們的生活水平,導(dǎo)致恩格爾系數(shù)增加。第二,對我國農(nóng)村影響較小,而對城鎮(zhèn)人們生活水平影響較大,可能是因?yàn)槲覈魧W(xué)生大都是城鎮(zhèn)人,農(nóng)村非常少,所以對農(nóng)村人們生活的影響非常有限。第三,我國留學(xué)生流失,對城鎮(zhèn)人們生活產(chǎn)生消極影響,可能是因?yàn)槿瞬帕魇?,在一定程度上影響城?zhèn)經(jīng)濟(jì)的增長,特別是一些高端人才(據(jù)統(tǒng)計(jì),我國人才流失中高端人才流失非常嚴(yán)重,留學(xué)生占人才流失比例的60%-70%。),從而影響人們的生活品質(zhì)。第四,在前4期,人才流失率對經(jīng)濟(jì)的作用不大,呈現(xiàn)出積極作用,主要是因?yàn)榧?lì)作用發(fā)生在當(dāng)期比較明顯,留學(xué)生高潮會(huì)迅速激起很多學(xué)生留學(xué)的渴望。第五,在前4期,人才流失率的消極作用較少,主要是人才流失率在流失當(dāng)期,這部分人才對經(jīng)濟(jì)的影響有限,但是從長期看,隨著人才的不斷成長,對經(jīng)濟(jì)影響作用不斷增大,消極作用展現(xiàn)就比較突出。第六,綜合而言,人才流失呈現(xiàn)出負(fù)作用,主要是因?yàn)榱魧W(xué)帶來的激勵(lì)促進(jìn)作用抵不上對人才流失給經(jīng)濟(jì)帶來的消極影響,從而呈現(xiàn)出負(fù)作用。

    參考文獻(xiàn):

    1.孫瑜.海外人才回流上海的模型構(gòu)建和政策分析[D].大連理工大學(xué),2007

    2.楊玉杰,朱建軍.基于人才回流動(dòng)因計(jì)量的中國人才外流問題研究[J].價(jià)值工程,2010(26)

    3.宋艷濤,李燕,黃魯成.海外人才回流對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S3)

    4.宋艷濤,李燕,黃魯成.城市競爭力與海外人才回流關(guān)系的研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S4)

    5.許家云,李淑云.基于CES生產(chǎn)函數(shù)模型的海外人才回流問題研究[J].中國科技論壇,2012(12)

    作者簡介:

    于善甫(1985-),河南濮陽人,碩士,黃河科技學(xué)院商貿(mào)學(xué)院管理系講師,研究方向人力資源管理、中小企業(yè)管理、物流。endprint

    所有數(shù)據(jù)源于《2012年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于數(shù)據(jù)1990年之前以及2012年之后有些指標(biāo)數(shù)據(jù)不全,為了保證序列的統(tǒng)一連貫性,所選數(shù)據(jù)為1990至2011年之間的指標(biāo)數(shù)據(jù)。

    (二) 單位根檢驗(yàn)

    對時(shí)間序列建立計(jì)量模型首先需要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性,所以對所有指標(biāo)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn),本次采用ADF檢驗(yàn)。由于人均GDP數(shù)額比其他數(shù)據(jù)較大,所以先對人均GDP序列進(jìn)行自然對數(shù)處理,記為序列LRJ。ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。I(0)過程代表沒有進(jìn)行查分的ADF檢驗(yàn)。I(1)過程代表進(jìn)行了一階差分的ADF檢驗(yàn)。

    通過表1數(shù)據(jù)顯示,在沒有常數(shù)項(xiàng),滯后期數(shù)為0的ADF檢驗(yàn)下,人均GDP不能通過ADF檢驗(yàn),不能建立誤差修正模型,而其他變量(第一產(chǎn)業(yè)增長率DY、第二產(chǎn)業(yè)增長率DR、第三產(chǎn)業(yè)增長率DS、城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ、農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC以及人才流失率RC)在進(jìn)行一階差分后序列都處于平穩(wěn)狀態(tài)。

    (三)誤差修正模型

    1.建立第一產(chǎn)業(yè)增長率DY與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DY與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對DY與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0052,在1%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,0.9979)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表2 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    2.建立第二產(chǎn)業(yè)增長率DR與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DR與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DR與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0211,在5%的置信水平下顯著。所以DY和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.322)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    3.建立第三產(chǎn)業(yè)增長率DS與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)DS與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對DS與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.0022,在1%的置信水平下顯著。所以DS和RC具有協(xié)整關(guān)系,且(1,1.1077)為協(xié)整向量。

    通過Eviews軟件建立誤差修正模型,ECM估計(jì)以及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表4 。從結(jié)果顯示收尾概率P值過大,Adjusted R-squared過小,不能建立修正模型,所以建立誤差修正模型失敗。

    4.建立城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)CZ與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)CZ與RC是否協(xié)整,本文采用EF檢驗(yàn)法。首先對CZ與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.2171,在1%的置信水平下顯著。所以CZ和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    5.建立農(nóng)村恩格爾系數(shù)NC與人才流失率RC的誤差修正模型。為檢驗(yàn)NC與RC是否協(xié)整,采用EF檢驗(yàn)法。首先對NC與RC進(jìn)行最小二乘法,對形成的殘差序列E進(jìn)行單位根檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其收尾概率為0.5564,在10%的置信水平下不顯著。所以NC和RC不具有協(xié)整關(guān)系。

    向量自回歸(VAR)模型的建立

    (一)格蘭仕檢驗(yàn)

    通過對所有序列進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn),滯后項(xiàng)為4,檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示,拖尾概率P值小于0.1,結(jié)果顯著的有RC與CZ的檢驗(yàn)。因此可以對RC與CZ建立VAR模型,然后通過脈沖響應(yīng)圖研究CZ對RC的反應(yīng)。

    (二)脈沖響應(yīng)函數(shù)

    對模型建立脈沖響應(yīng)函數(shù),如圖2 所示。給人才流失率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息后,開始恩格爾系數(shù)較為平穩(wěn),在第四期后開始有上升趨勢,并且在不斷擴(kuò)大,而在中間的影響有上升和下降,但是整體趨勢是上升的。所以從脈動(dòng)響應(yīng)函數(shù)可以看出,人才流失率會(huì)引起恩格爾系數(shù)上升,人們生活水平的下降,但是影響比較復(fù)雜,處于不斷波動(dòng)當(dāng)中。

    結(jié)論

    我國人才流失對人均GDP的影響作用不確定。從單位根檢驗(yàn)顯示,人才流失率與人均GDP數(shù)據(jù)序列均為非平穩(wěn)性序列,二者在一階差分后,人才流失率序列優(yōu)化為平穩(wěn)序列,但是人均GDP序列依然不平穩(wěn),因此不能建立誤差修正模型,二者也不能建立VAR模型。所以無法從實(shí)證方面論證人才流失率對人均GDP的影響。

    我國人才流失率對各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。雖然各產(chǎn)業(yè)增長率經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是建立誤差修正模型時(shí),其拖尾概率P值過大,修正的決定系數(shù)過小,建立誤差修正模型不成功,而在進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)時(shí)P值太大,不能建立VAR模型,因此無法從模型上實(shí)證出人才流失率各產(chǎn)業(yè)增長率的影響。

    我國人才流失率對人們生活的影響。雖然農(nóng)村恩格爾系數(shù)序列經(jīng)過一階差分后處于平穩(wěn)狀態(tài),但是在其對人才流失率進(jìn)行最小二乘法時(shí),二者的誤差序列不隨機(jī),不能建立修正模型,而對其進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)也不通過,所以不能實(shí)證分析人才流失率對農(nóng)村居民生活的影響。但是城鎮(zhèn)恩格爾系數(shù)序列雖然不能建立誤差修正模型,但是其通過格蘭杰檢驗(yàn),建立了VAR模型。

    從實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),人才流失給人們的城鎮(zhèn)生活帶來負(fù)面影響,但是這種影響呈現(xiàn)波動(dòng)性,深入分析原因,可能來自以下幾個(gè)方面:第一,人才流失率影響城鎮(zhèn)生活的途徑比較復(fù)雜,在路徑中其他間接因素的影響下,造成影響效果呈現(xiàn)波動(dòng)性,比如留學(xué)率的增加使得很多人有留學(xué)的欲望和計(jì)劃,并為之不斷努力,從而為社會(huì)創(chuàng)造更多的財(cái)富,積累更多的資本,從某種程度上來說就提高了人們的生活水平,導(dǎo)致恩格爾系數(shù)增加。第二,對我國農(nóng)村影響較小,而對城鎮(zhèn)人們生活水平影響較大,可能是因?yàn)槲覈魧W(xué)生大都是城鎮(zhèn)人,農(nóng)村非常少,所以對農(nóng)村人們生活的影響非常有限。第三,我國留學(xué)生流失,對城鎮(zhèn)人們生活產(chǎn)生消極影響,可能是因?yàn)槿瞬帕魇?,在一定程度上影響城?zhèn)經(jīng)濟(jì)的增長,特別是一些高端人才(據(jù)統(tǒng)計(jì),我國人才流失中高端人才流失非常嚴(yán)重,留學(xué)生占人才流失比例的60%-70%。),從而影響人們的生活品質(zhì)。第四,在前4期,人才流失率對經(jīng)濟(jì)的作用不大,呈現(xiàn)出積極作用,主要是因?yàn)榧?lì)作用發(fā)生在當(dāng)期比較明顯,留學(xué)生高潮會(huì)迅速激起很多學(xué)生留學(xué)的渴望。第五,在前4期,人才流失率的消極作用較少,主要是人才流失率在流失當(dāng)期,這部分人才對經(jīng)濟(jì)的影響有限,但是從長期看,隨著人才的不斷成長,對經(jīng)濟(jì)影響作用不斷增大,消極作用展現(xiàn)就比較突出。第六,綜合而言,人才流失呈現(xiàn)出負(fù)作用,主要是因?yàn)榱魧W(xué)帶來的激勵(lì)促進(jìn)作用抵不上對人才流失給經(jīng)濟(jì)帶來的消極影響,從而呈現(xiàn)出負(fù)作用。

    參考文獻(xiàn):

    1.孫瑜.海外人才回流上海的模型構(gòu)建和政策分析[D].大連理工大學(xué),2007

    2.楊玉杰,朱建軍.基于人才回流動(dòng)因計(jì)量的中國人才外流問題研究[J].價(jià)值工程,2010(26)

    3.宋艷濤,李燕,黃魯成.海外人才回流對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S3)

    4.宋艷濤,李燕,黃魯成.城市競爭力與海外人才回流關(guān)系的研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2012(S4)

    5.許家云,李淑云.基于CES生產(chǎn)函數(shù)模型的海外人才回流問題研究[J].中國科技論壇,2012(12)

    作者簡介:

    于善甫(1985-),河南濮陽人,碩士,黃河科技學(xué)院商貿(mào)學(xué)院管理系講師,研究方向人力資源管理、中小企業(yè)管理、物流。endprint

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