人力資本投資對江西經濟增長的影響研究

■黃教珍 朱小艷

投資是一種增加未來收入(包括物質收入和非物質收入)的活動，而人力資本投資同樣可以產生巨大收益。這種收益放大到社會層面，即個體人力資本積累的增加，可以有效提高人力資源對信息、知識、技術的獲得、運用、轉化能力，從而有效提高社會的勞動生產率，促進經濟增長和社會發展。正如威廉·配第所言:“土地是財富之母，勞動是財富之父。”這充分說明了人力資源在經濟活動中的特殊地位，以及人力資本投資對經濟增長的貢獻。自20世紀60年代美國經濟學家西奧多·W.舒爾茨提出人力資本投資理論以來，人力資本投資更是成為促進經濟增長中的關鍵因素[1]，人力資本投資的重要性得到了更廣泛的認可。本文以江西省1991—2011年相關數據為例，對江西省人力資本投資促進經濟增長的貢獻進行實證分析，探討人力資本投資對經濟增長的影響，并提出了促進江西省經濟增長的對策和建議。

一、相關模型及數據來源說明

(一)模型簡介

1.柯布—道格拉斯生產函數

柯布—道格拉斯生產函數是由數學家柯布(C.W.Cobb)和經濟學家保羅· 道格拉斯(Paul.Douglas)共同提出的，簡稱生產函數，即:

其中，Y代表產出，A代表技術水平，K代表物質資本投資，L代表人力資本投資，α代表物質資本投資產出的彈性系數，β為人力資本投資產出的彈性系數。[2]

將式(1)兩邊取自然對數，可以得到:

同時，為了考察物質資本投資和人力資本投資的變動對經濟增長變動的影響，對式(2)進行差分處理[3]，得:

式(3)中，△Y/Y代表經濟增長率，△A/A、△K/K、△L/L分別代表技術生產率、物質資本投資增長率以及人力資本投資增長率，α△K/K、β△L/L分別代表物質資本投資、人力資本投資對產出的貢獻份額。[4]

2.人力資本存量函數

人力資本存量的計量可以分為貨幣化的與非貨幣化的。本模型采用受教育年限這一因素，借用王金營的計算方法[5]，計算公式如下:

式(4)中，L為人力資本存量，S為地區勞動者數量，AEY為人均受教育年限，ti代表不同受教育程度的年限，分別代表文盲半文盲、小學、初中、中專及高中、大專及以上，EYi為各個層次受教育程度的權數，此處忽略大專、本科、研究生、博士等的教育年限差別。[6]

(二)數據的選擇與來源說明

本文以江西省為例，數據選取的時間區間為1991年至2011年，包括如下數據:江西省1991—2011年地區生產總值GDP，用Y表示;用江西省1991—2011年資本形成總額來衡量物質資本存量，用K表示;江西省1991—2011年人力資本存量(由平均受教育年限與勞動力數量相乘所得)，用L表示。[7]使用數據見表1。

表1 使用數據一覽表

二、實證分析

為避免時間序列數據出現異方差，從而干擾實證的科學性，本文對收集到的數據進行對數變換，分別記作lnY、lnK、lnL。同時，采用 ADF 與 Johansen檢驗，以防止偽回歸的發生。

(一)單位根檢驗

由于時間序列的經濟數據可能是不平穩的，需要對各個變量進行平穩性檢驗，以避免偽回歸的發生。此處采用ADF檢驗來考察各個時間序列變量是否符合同階單整的條件，為隨后的協整檢驗與格蘭杰因果關系檢驗作鋪墊。

表2 ADF檢驗結果表

通過檢驗 (結果見表2)，在5%的顯著性水平下，lnY、lnK、lnL的ADF統計量的絕對值大于對應的臨界值的統計量，說明此時三組變量在5%的顯著性水平下均為二階單整平穩序列，也就是說經濟增長、物質資本存量、人力資本存量三者之間存在長期穩定關系，可以進行協整檢驗。

(二)Johansen檢驗

Johansen協整檢驗，是Johansen和Juselius共同提出的檢驗回歸系數的協整檢驗，檢驗結果如表3所示。

表3 Johansen協整檢驗結果

從協整檢驗結果可看出，當采用最大特征值統計量來判斷結果時，在5%的顯著水平下，假設“存在至多兩個協整關系”成立;當采用跡檢驗量來判斷時，“存在至多兩個協整關系”假設同樣成立。結合兩者，可以說，lnY、lnK、lnL三個時間序列變量之間至多存在著兩個協整關系。

(三)格蘭杰因果關系檢驗

前面的檢驗可說明lnY、lnK、lnL之間有長期均衡關系，若要進一步明確三者之間的關系，則需要引進格蘭杰因果關系檢驗。通過計量軟件的計算，當滯后階數為4時，AIC與SC值均達到最小，結果見表4。

表4 格蘭杰因果關系檢驗結果

從表4可以看出，在5%的顯著性水平下，lnL不是lnY的格蘭杰原因，lnY不是lnL的格蘭杰原因;lnK是lnY的格蘭杰原因，lnY不是lnK的格蘭杰原因。lnL不是lnY的格蘭杰原因，這說明人力資本投資不是經濟增長的格蘭杰原因，人力資本對經濟增長的促進作用還不夠顯著。從這一角度來看，人力資本投資需要進一步增長，使之發揮其應有的推動作用。

(四)最小二乘法(OLS)回歸

經過前面的單位根平穩性檢驗、Johansen協整檢驗與格蘭杰因果關系檢驗，說明經濟增長、人力資本投資、物質資本投資之間存在著長期均衡的協整關系。下面利用OLS模型進行回歸，結果見表5。

表5 OLS回歸結果

第一次回歸得到的可決系數很好，但發現表中D.W.值偏低，查表可得當 n=21，k=2，α =0.05時，有dL=1.125，dU=1.538，而α=0.01時，有dL=0.890，dU=1.277，回歸結果中 D.W.=0.707062 低于下臨界值，表明存在正的序列自相關。為消除這一影響，引入廣義差分法。采用廣義差分法進行調整，結果見表6。

表6 廣義差分后的OLS結果

分步進行兩次廣義差分，發現進行到二次廣義差分時，D.W.值為2.278304，查表可知，大于dL臨界值，顯示自相關已經被消除，各個變量在1%顯著性水平下通過了t檢驗，擬合優度也很高。最終回歸方程為:

lnY=3.306264+0.437240＊lnK+1.491162＊lnL

AR(1)=0.881939，AR(2)= －0.314578，擬合情況見圖1。

圖1 模型擬合示意圖

由實證分析結果，我們可以看出:

1.江西省物質資本投資的產出彈性為0.437，說明物質資本投資每增加一個百分點，可以拉動江西省經濟增長0.437個百分點;人力資本投資的產出彈性為1.491，說明人力資本投資每增加一個百分點，可以拉動江西省經濟增長1.491個百分點。人力資本投資給經濟帶來的貢獻比物質資本投資帶來的貢獻更大。

2.α =0.437，β =1.491，α + β =1.928＞ 1，說明江西經濟的增長達到規模效應，其中，主要依靠人力資本投資對經濟增長的推動作用。

3.采用算術平均法，可以計算得出1991—2011年間江西省GDP的年平均增長率為17.3622%，物質資本投資存量年平均增長率為21.7200%，人力資本投資存量年平均增長率為3.2662%。再結合α=0.437，β=1.491，可以分別計算出:

物質資本對經濟增長的影響率=α×△K/K×100%=9.4968%

人力資本對經濟增長的影響率=β×△L/L×100%=4.8704%

物質資本對經濟增長的貢獻率=α×△K/K/△Y/Y ×100%=54.6984%

人力資本對經濟增長的貢獻率=β×△L/L/△Y/Y ×100%=28.0520%

結果顯示，1991—2011這21年間，江西省人力資本投資的增長率僅為3.27%，遠低于物質資本投資的增長速度。江西省物質資本對其經濟增長的貢獻率為54.70%，而人力資本對經濟增長的貢獻率為28.05%，技術進步對經濟增長的貢獻率為17.25%，這說明江西省的經濟增長仍然是以物質資本投資拉動為主，人力資本的貢獻率不高。

三、對策建議

(一)樹立人才強省觀念，重視人力資本投資

由上述實證分析結果可以看出，江西省人力資本投資增速明顯遠低于物質資本投資增速，這在很大程度上影響人力資本對經濟增長的貢獻。江西省人力資本投資增速緩慢，很大程度上歸咎于社會認識的不足。因此，要加大人力資本投資，首先要解決思想認識問題，做到觀念先行，充分認識人力資本投資的重要性，將人力資本投資放在推動經濟社會發展的重要戰略位置。具體而言，首先要解放思想，著力破除“重物輕人”等束縛人才發展的陳舊觀念，牢固樹立“人才引領發展”的人力觀念;著力破除“求全責備、論資排輩”的用人觀念，牢固樹立“唯才是舉、不拘一格”的用人觀念。其次，人力資本投資要堅持政府引導、服務為本，要創造良好的人才需求空間和發展環境。再次，要突出重點，統籌推進人才隊伍建設，推動人才結構協調發展，尤其要優先培養造就高層次創新型科技人才，優先開發經濟社會發展重點領域的專門人才。同時，還要統籌推進其他各類人才隊伍建設，加大人才繼續教育、培訓力度。

(二)發揮人口大省優勢，深入開發農村人力資源

江西省是人口大省，但仍以農村人口為主。要充分發揮江西省人口大省的優勢，變人口壓力為人力資源優勢，實現由人口大省向人力資源大省的轉變。具體而言，一是建立健全農村人力資源開發保障機制，主要是建立健全投入機制、激勵機制和考核機制，促進農村人力資源的開發和利用;二是大力發展農村教育，構建農村學習型社會，主要是在繼續重視農村基礎教育的基礎上，積極發展農村職業技術教育，努力構建科學的農村成人教育體系，尤其要加快發展農村中職教育，重視農村婦女教育;三是在鼓勵發展非農產業的基礎上，建立、健全農村人力資源市場，提高農村人力資源市場服務水平，拓展農村人力資源發展空間，促進農村剩余勞動力的合理流動;四是加快農村社會保障制度建設，探索建立城鄉一體化的社會保障體系，提高農村人力資源的社會保障水平;五是加快農村城鎮化建設進程，提高農民的現代化意識和市場競爭意識，拓展農村人力資源的開發深度和廣度。

(三)構建多元化投資機制，保障人力資本投資的剛性供給

可以說，人力資本投資對個人、企業、社會都是有利的。根據誰投資、誰受益原則，必須構建人力資本投資的多元化機制，主要是在個人(家庭)、企業、政府之間，構建合理的人力資本分擔機制。首先，個人(及其家庭)是人力資本投資的直接受益者，理應成為人力資本投資的主體，在人力資本投資中發揮著關鍵性作用。但是，在確定人力資本投資個人(家庭)分擔比例時，應充分考慮個人(家庭)的投資能力，充分考慮個人(家庭)投資所造成的非公平性。其次，人力資本存量是決定企業核心競爭力的重要因素，而企業人力資本存量儲存在每個個體身上。加大企業人力資本投資力度，一方面要依靠企業主自身的責任意識、社會意識和人才意識;另一方面要依靠政府政策的約束和激勵，要通過完善相關政策措施，激勵企業加大對人力資本的投資力度，充分發揮企業在技能培養、教育培訓等方面的作用。再次，政府要在人力資本投資中發揮主導作用。與企業、個人人力資本投資不同，政府人力資本投資應遵循社會利益原則、協調平衡原則和服務經濟原則，要突出政府投資的計劃性、政策性、公共性、整體性和導向性特征，彌補人力資本投資市場失靈的不足。總之，要通過構建多元化的投資主體，保障人力資本投資的剛性供給，通過持續的、強有力的人力資本投資，促進經濟、社會的可持續發展。

(四)健全人才流動機制，優化人力資本配置

人才流動是人力資本優化配置的內在要求，而人力資本的優化配置，則是人才資源高效利用的必然選擇。具體而言，主要是做好三方面的工作。首先，要取消城鄉勞動力壁壘，加強城鄉之間、地區之間人才的溝通與交流，盤活人力資本存量，尤其要盤活農村地區人力資本存量，促進人力資源的優化配置。其次，要建立適應市場化的人才運作體制，發揮市場機制在人才資源配置中的基礎性作用。尤其要賦予用人單位、求職者真正的擇業自主權，充分體現公平競爭、優勝劣汰的競爭原則。再次，要健全吸引人才的政策體系，尤其要充分發揮政府對人才資源配置的宏觀調控作用，從根本上克服人力資源市場化運作過程中出現的各種弊端，搞好人才的規劃、預測、監控和調整，并運用法律、經濟和行政的手段，對人才資源配置進行合理導向，對有礙于資源優化配置的各種制約因素進行配套改革和權力干預，使人才資源的配置能適應社會經濟的發展要求，不斷提高人才資源的配置效率和使用效率。

[1](美)西奧多·W.舒爾茨.人力資本投資:教育和研究的作用[M].北京:商務印書館，1990.

[2]李俊葵.農村人力資本對農村經濟增長作用的實證研究[D].長沙:湖南師范大學，2011.

[3]扈曉穎，韓峰.教育投資、人力資本與經濟增長——基于VAR模型的實證分析[J].技術與管理創新，2010，(5).

[4]潘景余.個人和社會富足的源泉——人力資本投資決策模型分析[J].經濟與管理，2005，(2).

[5]王金營.人力資本與經濟增長理論與實證[M].北京:中國財政經濟出版社，2011.

[6]邱冬陽，湯華然，李雪.中國人力資本存量結構的估算:基于教育基尼系數法[J].科學發展.2010，(1).

[7]王宇，焦建玲.人力資本與經濟增長之間關系研究[J].管理科學 .2005，(1).