四川人力資本與經濟增長的實證研究

邱冬陽，樊 菲

(重慶理工大學，重慶 400054)

一、引言與文獻綜述

舒爾茨認為經濟增長不能僅僅靠物質資本和勞動來解釋，他經過實證分析首次將“人力資本”這一概念在1960年美國經濟學年會上正式提出，闡述了人力資本在經濟增長中的作用。此后，這一概念被納入經濟增長的研究中，逐步形成了基本的理論框架。20世紀80年代，Romer(1986)和Lucas(1988)在舒爾茨人力資本理論的基礎上，提出高勞動力質量對經濟增長的推動作用極大，學術界稱為“新增長理論”。

我國對人力資本和經濟增長的研究主要分為兩大類:一類是李從欣、李國柱、韓宇［1］運用面板數據分析我國各省之間人力資本、人力資本水平對經濟的貢獻程度，從而得出這種貢獻程度由沿海地區向中西部地區遞減的結論。中西部地區需要增加教育投資、提高勞動者受教育機會等措施來加速這些地區的經濟增長，從而縮小地區間的差異。另一類是肖萍、李楠［2］等從縱向角度研究特定地區20年間的變化趨勢對當地經濟發展的影響。如:羅珊、李嘉盛［3］以廣東省為例，研究人力資本水平對廣東省經濟增長的影響，結果表明在廣東這樣的沿海地區人力資本水平與經濟增長密切相關;在中西部地區，肖萍［2］對湖南、陳永平［4］對河北、何劍［5］對新疆都做了人力資本、人力資本水平與經濟增長的實證分析，結果表明，從對經濟增長的貢獻來看，人力資本水平要高于人力資本對經濟增長的貢獻率，并且這些地區的經濟增長主要還是靠物質資本投入，相對于物質資本而言，人力資本水平對經濟增長的影響還是較小。

對于四川省人力資本與經濟增長的關系，有學者做過實證研究，但很少有人將人力資本水平考慮到經濟增長關系的研究中。基于此，本文以四川省為例，選取盧卡斯人力資本溢出模型，運用單位根檢驗、Granger因果檢驗、協整分析、誤差修正等方法側重于考查人力資本水平與經濟增長之間的關系。

二、模型構建與數據

(一)計量模型的構建

關于人力資本對經濟的貢獻，經濟學家做了諸多研究與實證分析，如:柯布—道格拉斯生產函

其中:Yt為t年的四川GDP產出總量，A為技術進步因子，ht為從業人員的平均受教育年限(表示人力資本水平)，Kt表示t年的資本投入，Ht為人力資本存量。α是人力資本水平的產出彈性，代表人力資源水平增加或減少1%所導致的產出變化;β為資本形成總額，即資本的產出彈性，代表物質資本的變化1%導致的產出變化;1-β為人力資本存量的產出彈性，代表從業人員的增加或減少1%所導致的產出變化。

為了克服多重共線性，對上式進行對數轉化，將(1)式兩邊取對數得到:

(二)相關數據指標的選取與度量

1.經濟增長指標Yt。本文選取歷年四川省的生產總值(GDP)，數據從《四川統計年鑒》中獲得。考慮到名義GDP受價格變動因素的影響，所以采用年鑒中1978年的可比價指數進行調整，經平減后的變量為實際GDP(RGDP)。

2.固定資本存量指標Kt。資本存量指標因為沒有現成時序數據，需要進行估算。本文采用的估算方法是“永續盤存法”。資本存量公式如下:

其中:Kt為固定資本存量，δt為折舊率，固定資產折舊率通常取5%，It為固定資本形成總額，數據可從統計年鑒中查到，因四川省1978—1990年初始數據不全，所以本文固定資本存量指標由四川省1978—1990每一年的 GDP除以全國1978—1990年的GDP，再乘以全國的固定資產投資總額求得。為消除通貨膨脹或通貨緊縮的影響，本文以1978年的不變價格換算，增強數據間的可比性。

3.人力資本存量指標Ht。本文采用受教育年限法對四川省人力資本存量進行測度，文中把各年份平均受教育年限轉換成人力資本存量時，需數、盧卡斯資本溢出模型、常數替代彈性生產函數等。但是，經濟增長模型在一定假設條件下成立，生產函數是未知的。此外，在做實證研究時，數據之間的穩定關系是分析問題的前提。本文依據四川省統計年鑒公布的1978—2010年的時間序列數據，以柯布—道格拉斯生產函數為基礎，根據盧卡斯兩部門內生增長模型的基本框架構建四川人力資本溢出模型。方程為:要知道各教育階段的回報率，但是由于中國統計制度不完善和相關統計數據缺乏，在國內并沒有一個得到普遍承認的分教育階段的教育回報率數據。彭國華［6］采用被廣泛引用的國外學者Psaeharopoulos(1994)及Psaeharopoulos ea al(2004)對中國教育回報率的估計數據:中國教育回報率在小學教育階段(0～6年間)為0.18，中學教育階段(6～12年間)為0.134，高等教育階段(12年以上)為0.151。如果受教育年限為14年，則人均人力資本的計算方法如下:Lnh=0.18×6+0.134×6+0.151×2。參照以上方法就可以算出人力資本，基本公式如下:

4.人力資本水平h的選取與測度。人力資本水平h可以由從業人員的平均受教育年限來衡量，計算方法如下:根據《第六次全國人口普查公報(第一號)》的數據，四川省常住人口中具有大專及以上文化程度的人口為5 368 247人，具有高中和中專文化程度的人口為9 045 020，具有初中文化程度的人口為28 056 852人，具有小學文化程度的人口為27 846 524人。大專及以上(考慮到三年制專科)可按人均受教育16年計算，教育年限存量儲備為:16年×536 8247人=85 891 952年;高中和中專教育按人均受教育12年計算，教育年限存量儲備為:12年×9 045 020人=108 540 240年;初中教育按人均受教育9年計算，教育年限存量儲備為:9年×28 056 852人=252 511 668年;小學教育按人均受教育6年計算，教育年限存量儲備為:6年×27 846 524人=167 079 144年。這樣，四川人口教育年限存量儲備為614 023 004年。四川省常住人口總數為80 418 200人，那么2010年四川省人均受教育年限為7.635 373 634 3。

以上數據為時間序列數據，為了減少誤差，可以對原始數據取自然對數，得到四個變量分別為:四川省GDP(LnY)、四川省固定資產投資LnK、四川人力資本存量LnH、四川人力資本水平Lnh(圖中LnH1)。這四個變量的變動趨勢見圖1。

圖1 四川省1978—2010年GDP、固定資產投資、人力資本、人力資本水平走勢

三、實證過程

(一)平穩性檢驗

從圖1中可以看出時間序列數據并不平穩，為了避免“偽回歸”，在做回歸前需做平穩性檢驗并修正。本文對時間序列做平穩性檢驗，采用單位根檢驗并對不平穩序列進行差分來平穩化，結果如表1。

表 1 檢驗結果顯示，變量 lnYt、lnKt、lnHt、lnht中 t 統 計 值 分 別 為 0.233 770、0.438 078、-6.741 487、-3.312 371，均大于 5%水平下的臨界值，lnYt、lnKt、lnHt、lnht是非平穩的。對上述變量取一階差分后 ΔlnKt、ΔlnHt、Δlnht小于 1% 水平下的臨界值，應拒絕單位根假設。而ΔLnY大于5%小于10%水平下臨界值，概率為5.65%，認為ΔLnY 在 5%水平下通過檢驗，ΔlnYt、ΔlnKt、ΔlnHt、Δlnht服從一階單整。

(二)Granger因果檢驗

ΔlnYt、ΔlnKt、ΔlnHt、Δlnht四個時間序列均為平穩序列，符合Granger因果關系檢驗的前提條件。本文對 lnYt和 lnHt、lnht和 lnYt進行 Granger因果檢驗，檢驗結果見表2。

表1 單位根檢驗結果

表2 四川人力資本、人力資本水平與GDP的Granger因果檢驗

表2檢驗結果顯示，GDP與人力資本存在顯著的因果關系特征，在5%顯著性水平下，GDP是人力資本的Granger因，但人力資本不是GDP的Granger因，即四川的經濟增長會帶動人力資本的投入，但是人力資本的變化對經濟增長的貢獻不明顯。同時GDP與人力資本水平存在因果關系特征，在5%顯著性水平下，GDP不是人力資本水平的Granger因，而人力資本水平是GDP的Granger因，即四川的人力資本水平的增長會帶動經濟的增長，但是經濟的增長不一定會導致人力資本水平的增長。

(三)殘差序列檢驗

對原方程回歸分析后得到殘差序列，然后對此進行平穩性檢驗。本文仍然采用單位根檢驗法，結果見表3。

表3檢驗結果顯示，^μ在1%顯著水平下拒絕零假設，接受不存在單位根的假設，說明該序列是平穩的，存在協整關系。

表3 殘差單位根檢驗

(四)確定協整滯后階數

協整檢驗需確定滯后階數，才能保證其可信度。LR、FPE、AIC、SC、HQ等檢驗準則可以確定最佳滯后階數。表4顯示了從0～3對應的各檢測值。在5%顯著性水平下LR、FPE、AIC、SC、HQ均表明，最佳滯后階數為1。

表4 水平VAR模型最佳滯后階數

(五)誤差修正模型回歸

在原始方程的回歸中，殘差項具有協整關系，因此，可以建立以下誤差修正模型:將數據代入，并將人力資本溢出模型的方程回歸，方程如下:

結果顯示，判別系數R2，調整后的判別系數R2和F統計量很高，且顯著性水平為0，可見檢驗效果非常顯著，方程擬合效果很好，反映出四川經濟增長符合人力資本溢出函數的生產關系。本文將生產規模報酬進行部分約束，假定α+β=1，且滿足0〈α、β、γ〈1，對式(2)整理后得:

α =0.821，β =0.179，γ =0.460。結果顯示，模型的回歸系數都通過了t檢驗，方程整體通過F檢驗，顯著性水平均小于0.05，擬合優度較高。人力資源的溢出模型為:Yt=A(t)h0.46tK0.921th0.179t。上式中物質資本的產出彈性為0.821，人力資本的產出彈性為0.179，人力資本水平產出彈性為0.46。由此可以看出，在四川省的經濟增長中物質資本的產出彈性遠遠大于人力資本和人力資本水平的產出彈性，經濟處于物質資本拉動型狀態，而人力資本水平產出彈性大于人力資本存量的產出彈性，也就是說人力資本的外部性水平已經生效，而且效果顯著。

(六)四川省各要素對經濟增長的貢獻率

根據上述公式得出的產出彈性，利用模型的增長方程可以計算出各要素對經濟的貢獻率，對t求導，具體公式如下:

表5反應出兩個信息:第一，物質資本Kt對GDP的貢獻率高達85.17，而人力資本存量Ht的貢獻率僅為9.41，人力資本水平ht對GDP的貢獻率為12.06，由此可見，自1978年以來四川省經濟增長的主要動力為物質資本投入;第二，人力資本存量的增長速度雖然高于人力資本水平的增長速度，但是人力資本水平的貢獻率卻高于人力資本存量的貢獻率，也就是說勞動者質量增長起到的作用明顯高于勞動者數量增長起到的作用。

表5 1978—2010年各要素對四川省經濟增長的貢獻情況

四、結論與政策建議

(一)結論

基于實證檢驗結果分析可以得出:第一，四川省在1978—2010年期間人力資本和人力資本水平與經濟增長有長期和短期的動態關系。第二，四川GDP增長的同時帶動了人力資本增長，而人力資本投入對GDP的增長沒有顯著的正向作用，人力資本水平的提高則對GDP的增長作用較為顯著。第三，雖然人力資本投入對經濟增長有一定的解釋作用，但是四川GDP的增長主要還是投資拉動型增長［7］。

(二)政策建議

(1)提高人力資源利用率。從短期來看，物質資本是四川省GDP增長的主要因素，這種以巨大的能源消耗為代價的發展既不可取也不利于四川經濟的長遠發展。四川省如何加快產業結構的調整和優化，擺脫高污染、高能耗的經濟增長方式，是嚴峻而又緊迫的問題。要實現產業結構的優化，就必須降低對物質資本的依賴，提高人力資源利用率［8］。

(2)加大教育投資力度。誤差修正模型顯示出人力資本投入對四川經濟增長具有一定的促進作用，其原因是從邊際效益來看，增加教育投入比增加物質資本投入更能促進經濟的健康長遠發展，四川省目前的人力資本邊際報酬還處于遞增的初級階段。因此，四川省應該加大對教育的投資，增加教育財政支出，使教育投資在GDP中的比重有所提高。

(3)建立合理的教育體系。根據各要素對四川省經濟增長的貢獻情況來看，四川應該更加注重人力資本的質量，而不是單純追求人力資本的數量。首先，四川省應加快優化教育結構的步伐，適度調整人才培養方向，優先保證實施九年義務教育特別是農村中小學教育。其次，適當調整中高等教育的培養方案，重視實踐操作能力，使其更好地與社會工作崗位相契合。再次，要重視職業技術教育和入職后再教育，提高勞動者的職業技能和技術熟練程度。

(4)人力資本投入與物質資本投入協調配合。人力資本的發展離不開經濟發展的需要，經濟發展也需要有相應的人力資本水平與之相適應。但是人力資本只是經濟發展的必要條件之一，在提倡提升人力資本水平的同時，切不可忽視物質資本的協調配合［9］。

［1］李從欣.區域人力資本與經濟增長研究［J］.當代經濟管理，2008(4):42-44.

［2］肖萍.人力資本對經濟增長的貢獻率——基于湖南省數據［J］.商場現代化，2008(23):277.

［3］羅珊，李嘉盛.R＆D人力資源投入與配置對經濟增長的影響——基于廣東省的數據［J］.科技進步與對策，2012(15):24-28.

［4］陳永平.人力資本對河北省經濟發展的實證研究［J］，經濟論壇，2009(8):98-99.

［5］何劍.新疆人力資本投資對經濟增長影響的實證研究［J］.新疆財經，2008(1):45-48.

［6］彭國華.中國地區收入差距、全要素生產率及其收斂分析［J］.經濟研究，2005(9):19-29.

［7］邱冬陽.人民幣購買力平價:1997-2005年數據的協整分析［J］.經濟研究，2006(5):31-39.

［8］賈彧.農村人力資本對農村經濟增長貢獻的實證分析［J］.統計與決策，2012(14):142-144.

［9］錢雪亞.人力資本水平統計估算［J］.統計研究，2012(8):74-82.

(責任編輯 鄧成超)