人力資本對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)作用的實(shí)證分析
——以云南省為例

李　君1　陳長(zhǎng)瑤2　侯玉珠　王若菲

(1.云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院；2.云南師范大學(xué)MBA中心；3.云南師范大學(xué)旅游與地理科學(xué)學(xué)院　云南昆明　650500)

1　引言

當(dāng)前，我國(guó)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的方向是推進(jìn)高端化、信息化、綠色化現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，構(gòu)建開(kāi)放型和創(chuàng)新型區(qū)域經(jīng)濟(jì)體系。人力資源開(kāi)發(fā)水平是關(guān)系區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)能否順利進(jìn)行的重要環(huán)節(jié)。上世紀(jì)60年代，現(xiàn)代人力資本理論逐漸形成。人力資本因素引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)理論的研究成果揭示了人才結(jié)構(gòu)對(duì)于產(chǎn)業(yè)發(fā)展的巨大影響。

近年來(lái)，一些學(xué)者提出了人力資本的“配置能力”“人力資本總量加總度量”以及“人力資本的外部性特征”等理論。這些理論證明提高人力資本有利于加速勞動(dòng)力資源與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的匹配和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。一方面，人力資本不斷積累，可以拉大不同產(chǎn)業(yè)部門(mén)的利潤(rùn)率差異，加速生產(chǎn)要素在產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間的重新配置，促進(jìn)新產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)形成；另一方面，人力資本具有較強(qiáng)的外部性，能提高研發(fā)部門(mén)的效率，加快人力資本積累，改變動(dòng)態(tài)比較優(yōu)勢(shì)，不斷催生更先進(jìn)的產(chǎn)業(yè)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[1]。

LeonidV·Azarnert[2]、Klaus M?ller[3]、Mussarat Khadija Khan[4]、Elsadig Musa Ahmed[5]等西方學(xué)者對(duì)大量產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，指出人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，并把人力資本內(nèi)化為一種生產(chǎn)要素,構(gòu)建出新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型。

我國(guó)學(xué)者對(duì)人力資本與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究日益增加。潔安娜姆[6]、湯文姬[7]、顏黎明[8]、劉雪嬌[9]等探討了區(qū)域人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的相互影響；周靜[10]、宮祿堯[11]等對(duì)二者之間的關(guān)系展開(kāi)了實(shí)證研究。但是目前關(guān)于云南省區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與人力資本開(kāi)發(fā)的研究較少?；谇叭搜芯炕A(chǔ)，本文建立云南省人力資本存量、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)和分布結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)關(guān)系的定量模型，在VAR模型基礎(chǔ)上運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)和方差分解計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，分析人力資本水平對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，以彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足。

2　研究變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源說(shuō)明

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(S)：采用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換系數(shù)來(lái)衡量。借鑒吳國(guó)強(qiáng)等人的研究[12],本文采用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的速度。該比重越大表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)越快。

人力資本結(jié)構(gòu)(HG和HC)：人力資本分布結(jié)構(gòu)用教育基尼系數(shù)衡量?？紤]到收入不可能為零，而最低受教育程度卻可以為零，Thomaseta對(duì)教育基尼系數(shù)進(jìn)行改進(jìn)，公式如下：

其中，HG為教育基尼系數(shù)，H為三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員平均受教育年限，pi和pj分別代表受某層次教育程度從業(yè)人員的比例，yi和yj表示不同教育程度在學(xué)校受教育年限數(shù)，n為本文劃分的受教育程度等級(jí)數(shù)。HG的值在0～1之間，其值越大，表明人力資本分布越不平衡。

人力資本的內(nèi)部結(jié)構(gòu)(HC)是各類(lèi)受教育程度人口數(shù)量比例關(guān)系，分別為初等教育、中等教育、高等教育所占的比重。鑒于數(shù)據(jù)可獲得性，本文采用高等教育所占比重(每年畢業(yè)生數(shù)和在校學(xué)生數(shù)之和)表示人力資本的內(nèi)部結(jié)構(gòu)。

本文所使用的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《2015云南省統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》(1996—2006年)、《中國(guó)人口與就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007—2015年)、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3　實(shí)證分析與結(jié)果檢驗(yàn)

3.1　初步分析

為研究人力資源開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，本文擬從人力資本分布結(jié)構(gòu)(G)與人力資本存量(H)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(HC)兩個(gè)角度對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(S)進(jìn)行實(shí)證分析。為避免偽回歸問(wèn)題，本文首先采用單位根檢驗(yàn)變量序列的平穩(wěn)性，然后在變量序列都是同階平穩(wěn)的條件下進(jìn)行Johansen協(xié)整分析，采用ECM模型對(duì)變量間短期關(guān)系進(jìn)行研究，并根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)和方差分解進(jìn)一步研究人力資源開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響。

3.2　單位根檢驗(yàn)

傳統(tǒng)模型進(jìn)行擬合時(shí)存在虛假回歸問(wèn)題。為克服此問(wèn)題，必須先檢驗(yàn)各時(shí)間序列的平穩(wěn)性。本文所采取的方法是ADF檢驗(yàn)法。在5%的顯著性水平下，變量接受存在單位根的原假設(shè)，均為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列為平穩(wěn)序列，這說(shuō)明變量均存在一個(gè)單位根，為一階單整序列，滿(mǎn)足同階單整的要求，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提。

表1　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：基于SIC準(zhǔn)則選取滯后期。

3.3　Johansen協(xié)整分析

由單位根檢驗(yàn)可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)、人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)都是一階單整序列，因此可以進(jìn)一步研究變量之間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。首先需要確定協(xié)整檢驗(yàn)的滯后階數(shù)，檢驗(yàn)的滯后階數(shù)通常等于無(wú)約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1。本文采用AIC、SC等數(shù)種檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)確定最佳的滯后階數(shù)。lnG、lnS選擇1作為最優(yōu)滯后期，lnH、lnHC和lnS選擇3作為最優(yōu)滯后期。因此lnG、lnS及l(fā)nH、lnHC和lnS的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期間分別為[0，0]、[1，2]。

本文對(duì)人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)選擇原序列沒(méi)有確定性趨勢(shì)、協(xié)整方程不含截距項(xiàng)的Johansen檢驗(yàn)，對(duì)人力資本存量(lnH)、人力資本結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)選擇原序列沒(méi)有確定性趨勢(shì)、協(xié)整方程含有截距項(xiàng)的Johansen檢驗(yàn)，假設(shè)None表示沒(méi)有協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果顯示：人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí) (lnS)跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為8.01，大于5%顯著性水平的臨界值，并且概率P為0.02(小于0.05)，表明至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；原假設(shè)At most1表示最多只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，此時(shí)跡統(tǒng)計(jì)量為1.30，小于5%的顯著性水平臨界值，并且P為0.25(大于0.05)，表明存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，并且對(duì)于兩個(gè)變量序列最多只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；最大特征值檢驗(yàn)表明不存在協(xié)整關(guān)系。由于已有研究表明跡統(tǒng)計(jì)量比最大特征值統(tǒng)計(jì)量更穩(wěn)健，因此本文基于上述檢驗(yàn)結(jié)果認(rèn)為人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。同理，對(duì)人力資本存量(lnH)、人力資本結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示：跡統(tǒng)計(jì)量表明存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，最大特征值檢驗(yàn)表明不存在協(xié)整關(guān)系?；谇笆隼碛?，本文同樣以跡檢驗(yàn)結(jié)果為準(zhǔn)，認(rèn)為人力資本存量(lnH)、人力資本結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

1)人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整方程：

lnS=-0.192385lnG

(1)

SE(0.01525)

Log likelihood=92.28943

2)人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)：

lnS=0.087261lnH+0.035327lnHC+4.185122

(2)

SE (0.01118) (0.00190) (0.01964)

Log likelihood= 139.3025

由協(xié)整方程可知：從長(zhǎng)期來(lái)看，人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)存在負(fù)向長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。lnG和lnS長(zhǎng)期彈性系數(shù)為-0.19，表明lnG每增加一個(gè)百分點(diǎn)，lnS降低0.33。人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)存在正向的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。lnH、lnHC和lnS長(zhǎng)期彈性系數(shù)分別為0.09和0.03，表明lnH、lnHC分別增加一個(gè)百分點(diǎn)，分別促進(jìn)lnS增加0.09和0.03，人力資本存量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的長(zhǎng)期影響較大。

3.4　Granger檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系分析是用來(lái)分析不同經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系的。由上文平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，一階差分后的序列是平穩(wěn)性序列，因此本文利用一階差分后的變量進(jìn)行滯后期為1～3的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。滯后期為3的時(shí)候，在5%顯著性水平下拒絕DlnS不是DlnG的格蘭杰原因，其余滯后期都接受DlnS不是DlnG的格蘭杰原因以及DlnG不是DlnS的格蘭杰原因。如表3所示，不同滯后期均接受人力資本存量(DlnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(DlnHC)不是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(DlnS)的格蘭杰原因，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(DlnS)不是人力資本存量(DlnH)和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(DlnHC)的格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果表明DlnG、DlnS及DlnH、DlnHC、DlnS之間的關(guān)系較弱。究其原因，有兩點(diǎn)：一是差分后序列信息的損失，二是格蘭杰因果關(guān)系分析的局限性。因此，變量之間的具體關(guān)系有待進(jìn)一步分析。

表2　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)(lnG和lnS)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

表3　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)(lnH、lnHC和lnS)

3.5　ECM模型

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明：人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)，人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)之間均存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。但是，在短期內(nèi)，lnG、lnH和lnHC對(duì)lnS是否具有顯著影響，需通過(guò)誤差修正模型進(jìn)行進(jìn)一步分析。利用OLS回歸方程中殘差項(xiàng)εt，令ECMt等于εt，將人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) (ΔlnS)以及ECMt-1進(jìn)行OLS回歸，得到誤差修正模型為：

ΔSt=α0+α1ΔGt+α2ECMt-1+εt

(3)

將人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)以及ECMt-1進(jìn)行OLS回歸，得到誤差修正模型為：

ΔSt=β0+β1ΔHt+β2ΔHCt+β3ECMt-1+εt

(4)

1)lnG和lnS的誤差修正模型。由以上分析可以得到人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) (lnS)的誤差修正模型，如下所示：

ΔSt=0.004791-0.015572ΔGt-0.360402ECMt-1+εt

(5)

(t)(2.573785)(-0.712387)(-2.452994)

(p)(0.0204)(0.4865)(0.0260)

AD-R2=0.203843,F=3.304305,P= 0.062917, DW= 1.808903

計(jì)算結(jié)果表明，人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)的波動(dòng)由以下因素造成：一是人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)的短期波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) (lnS)有直接影響，但人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)的短期波動(dòng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) (lnS)的負(fù)向影響不顯著。二是誤差修正項(xiàng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)產(chǎn)生短期影響，誤差修正模型中ECMt-1的系數(shù)反映了當(dāng)年相對(duì)于上一年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí) (lnS)與人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)偏離長(zhǎng)期均衡的糾正程度。模型ECMt-1的系數(shù)為負(fù)且顯著，符合反向修正機(jī)制。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí) (lnS)與人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)會(huì)將二者拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

2)lnH、lnHC和lnS的誤差修正模型。由以上分析可以得到人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的誤差修正模型，如下所示：

ΔSt=-0.002785+0.053589ΔHt+0.069497ΔHCt-0.718562ECMt-1+εt

(6)

(t)(-0.716680)(2.410721)(2.060526)(-2.486616)

(p)(0.4846)(0.0292)(0.0571)(0.0252)

Ad-R2=0.292373,F=3.479046,P= 0.042667,DW= 1.670917

計(jì)算結(jié)果表明，短期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的波動(dòng)受幾方面因素影響：一是人力資本存量(lnH)和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)的短期改變對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)有直接影響。短期內(nèi)，人力資本存量(lnH)和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)的短期改變對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)至少在10%顯著性水平下具有正向影響，即短期人力資本存量(lnH)和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)改變量越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)變化越大。二是誤差修正項(xiàng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)有短期影響。誤差修正模型中ECMt-1的系數(shù)反映當(dāng)年相對(duì)于上一年人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)偏離長(zhǎng)期均衡的糾正程度。模型ECMt-1的系數(shù)為負(fù)且顯著，符合反向修正機(jī)制。人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將其拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

3.6　脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)表達(dá)的是內(nèi)生變量對(duì)于沖擊的響應(yīng)，是估計(jì)線性系統(tǒng)的一種非參數(shù)模型辨識(shí)方法。因?yàn)閭鹘y(tǒng)的Choleshi分解法的估計(jì)結(jié)果對(duì)變量之間的排序敏感，而廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法不受變量之間排序的影響，因此本文采用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法。

從圖1可看出，對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)的正向沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)一直表現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)狀態(tài)，并會(huì)在人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)受到正向沖擊后的第二個(gè)月達(dá)到負(fù)向響應(yīng)的最大值(-0.01)，隨后負(fù)向響應(yīng)幅度有所下降。綜合來(lái)看，對(duì)于人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)的正向沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)，這與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系分析結(jié)果一致，說(shuō)明人力資本分布(lnG)的變化不僅對(duì)當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)具有負(fù)向影響，對(duì)隨后多期也具有負(fù)向影響。從圖2可看出，對(duì)于人力資本存量(lnH)的正向沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)整體呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)，并會(huì)在人力資本存量受到正向沖擊后的第5個(gè)月達(dá)到負(fù)向響應(yīng)的最大值，這與長(zhǎng)期協(xié)整分析結(jié)果不一致，表明人力資本存量(lnH)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)具有正向影響，但是從隨后一期開(kāi)始,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)未對(duì)人力資本存量(lnH)的沖擊產(chǎn)生較為明顯的正向響應(yīng)。從圖3可看出，對(duì)于人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)的一個(gè)正向沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)在受到?jīng)_擊之后整體呈現(xiàn)出較為明顯的正向響應(yīng)，并且在人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)受到正向沖擊后第3個(gè)月產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)對(duì)沖擊的響應(yīng)幅度最小(0.00)，第5個(gè)月達(dá)到正向響應(yīng)的最大值，第7個(gè)月之后產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)響應(yīng)變化幅度較小，但仍呈現(xiàn)正向響應(yīng)狀態(tài)，這與長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系分析結(jié)果一致。也就是說(shuō)，人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)的正向變化不僅對(duì)當(dāng)期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)具有正向的影響，對(duì)以后各期也具有正向影響。

圖1　G對(duì)S的的脈沖響應(yīng)

圖2　H對(duì)S的脈沖響應(yīng)　　　　　　　　　　　　　　　　圖3　HC對(duì)S的脈沖響應(yīng)

3.7　方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)反映每個(gè)內(nèi)生變量對(duì)于沖擊的響應(yīng)，而方差分解用來(lái)測(cè)度沖擊對(duì)各個(gè)內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)度和變量間的相互關(guān)系。本文接下來(lái)分析人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)、人力資本存量(lnH)與人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差分解，并分析其預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)度。

從表4可以看出:人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)率從第1個(gè)月至第10個(gè)月一直呈現(xiàn)增大趨勢(shì)，并在第10個(gè)月達(dá)到最大值21.48;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)對(duì)自身的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)率一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，在第10個(gè)月預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率達(dá)到最小值78.53；人力資本存量(lnH)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率在第1個(gè)月至第10個(gè)月一直呈現(xiàn)增大趨勢(shì)，并在第10個(gè)月達(dá)到最大值18.28；人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率在第1個(gè)月至第8個(gè)月一直呈現(xiàn)增大趨勢(shì)，并在第8個(gè)月達(dá)到最大值3.49，第9個(gè)月人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率有所下降，第10個(gè)月又有所回升。綜合來(lái)看，在第10個(gè)月，人力資本存量(lnH)和人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)的預(yù)測(cè)方差之和最大，兩者的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)率總共達(dá)到21.69;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(lnS)對(duì)自身的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)率一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，并于第10個(gè)月達(dá)到最小值78.31。

表4　方差分解

4　結(jié)論與討論

本文基于云南省1995—2014年相關(guān)數(shù)據(jù)研究人力資源開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的影響。本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、ECM模型估計(jì)、脈沖響應(yīng)和方差分解，得出以下結(jié)論：

第一，根據(jù)協(xié)整方程知：云南省人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)、人力資本存量(lnH)、人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí) (lnS)存在長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系。lnG每增加一個(gè)百分點(diǎn)，lnS降低0.33；lnH、lnHC分別增加一個(gè)百分點(diǎn)，分別促進(jìn)lnS增加0.09和0.04，人力資本存量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的長(zhǎng)期影響較大。

第二，根據(jù)誤差修正模型知：(1)人力資本分布結(jié)構(gòu)(lnG)變化將引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí) (lnS)的反向變化。由實(shí)證結(jié)果可知，人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有負(fù)相關(guān)影響，即人力資本分布結(jié)構(gòu)越不公平，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的抑制作用越大。(2)人力資本存量(lnH)變化將引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí) (lnS)同向變化。三次產(chǎn)業(yè)平均受教育年限對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)具有正相關(guān)影響，人力資本總量越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的速度越快。(3)人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)(lnHC)變化將引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)(lnS)同向變化。受高等教育人力資源所占比重越大說(shuō)明高層次人力資源比重越大，對(duì)人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)優(yōu)化作用也越大。

第三，通過(guò)脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析可知：人力資本存量、人力資本分布結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)貢獻(xiàn)率隨滯后期增大逐漸增大，人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)在滯后8期達(dá)到最大值。

第四，基于上述結(jié)論，筆者進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：在短期內(nèi)，人力資本內(nèi)部結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用最大，即高層次人才對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)作用顯著。因此，應(yīng)加強(qiáng)高等教育人才培養(yǎng)工作，推進(jìn)高層次人才引進(jìn)工作。從長(zhǎng)期看，人力資本存量對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的促進(jìn)作用最大。因此，應(yīng)加大人力資本教育和培訓(xùn)投入、創(chuàng)新人才培養(yǎng)方式，提升人力資源素質(zhì)和技能。人力資本分布越公平越能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，所以應(yīng)促進(jìn)區(qū)域人力資本合理流動(dòng)。本文的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)指標(biāo)選取第二、三產(chǎn)業(yè)所占比重，沒(méi)有嚴(yán)格區(qū)分傳統(tǒng)工業(yè)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)具有局限性。未來(lái)可進(jìn)一步用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占工業(yè)產(chǎn)值的比重作為衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的指標(biāo)。

注釋?zhuān)?/p>

①由于一般人力資本和專(zhuān)業(yè)人力資本主要通過(guò)接受正規(guī)學(xué)校教育產(chǎn)生，因此可以采用勞動(dòng)力或者全社會(huì)的人均受教育年限來(lái)表示(姜玉鵬，2009)。

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