江蘇省人力資本、物質資本對經濟增長的影響研究
——基于向量自回歸模型

朱慧吉

（華東政法大學 商學院，上海 201600）

一、引言

隨著我國經濟步入增速放緩和結構調整，如何促進經濟高質量發展成為地方政府追求的目標。國內外對經濟增長的研究不勝枚舉，大多是建立在數學模型的基礎上研究對經濟增長產生影響的因素。盡管中國當前經濟發展取得顯著成效，但對人力資本、物質資本的投入沒有達到協調的狀態，而只有人力資本投入與物質資本投入之間達到協調發展的狀態，才能更好地促進經濟增長。近些年來，粗放的經濟發展模式已不再適用，此時人力資本與物質資本的主導作用也凸顯出來。江蘇省是長江經濟帶上產業基礎最好、經濟實力最強的省份之一，經濟實力雄厚，尤其是制造業領先全國。所以，著重研究江蘇省經濟的發展顯得尤為重要。因此，基于此研究二者對經濟發展的主導機制，對于促進江蘇省經濟高質量發展存在很好的借鑒意義。采用VAR模型，以數理方式定量分析江蘇省經濟增長的作用機制，有效彌補了當前在該領域學術空白點。通過采用江蘇1988-2018年序列開展理論研究和實證研究，進而提出促進經濟增長的政策建議。

二、文獻綜述

縱觀當前研究成果，可以從三個層面開展學術分析：一是人力資本與經濟增長之間的關系。目前國內外已有大量文獻研究人力資本與經濟增長相互聯系并做了完整的分析。Schultz[1]（1961）指出了人力資本的學術概念，首次引發了該領域的研究熱潮，因為他首次通過分析人力資本與經濟發展的聯系，論證了人力資本對國民經濟發展的推動作用。Uzawa等[2]（1965）對給予各地區的經濟差異比較，引入了人力資本這一關鍵要素。Lucas[3]（1988）提出人力資本的溢出作用能使經濟的規模收益達到遞增，且其對增長不僅存在外在成效，還存在內在成效。Mankiw et al.[4](1992)指出，在經濟不斷推進過程中，人力資本起了主導性的作用，也是跨國之間收入不同的強有力釋明。He Q[5]（2018）根據熊彼得增長模型，驗證了在規模報酬不變的前提下，若不考慮融資約束，人力資本對經濟增長具有顯著的推動作用。我國學術界對兩者的相互聯系也做了大量的分析，胡永遠[6]（2003）運用計量模型對人力資本進行了估計，發現從長期來看，其并不能一直對經濟增長有推動效果。姚先國等[7]（2008）研究得出提高教育程度可以作用于我國區域發展差別，但是其解釋力有限，資本積累仍然是區域發展差別的重要原因。朱承亮等[8]（2011）采用數理方式分析得到，其對經濟增長效率的改善具有積極的作用效應，并且其投資效應具有時滯效果。周惠民等（2013）根據擴展的耦合理論框架研究得到，中國1982-2011年間的兩者存在低效應的協調耦合關系。薛繼亮（2013）基于尼爾森-菲爾普斯理論框架研究發現，人力資本是中國經濟發展的主導動力。孫嘉尉等（2014）研究得出健康以及教育人力資本有利于實現對其一定的促進作用。鄧翔等（2019）采取中國282個城市序列數據，發現兩者的聯系呈現“倒U型”。

二是物質資本與經濟增長存在的聯系。Heckman[9]（2005）指出我國物質資本與人力資本的比值高于世界一般水平。鐘德華等[10]（2008）通過對1978年至2004年四川地區資本投資、技術創新與經濟增長之間聯系的研究，發現資本存量的進步是經濟增長的主導動力，也是四川省發展差距的主導原因。許妮婭等[11]（2018）采用回歸分析方法，驗證得出物質資本在中部地區經濟增長中占有主導作用，且貢獻率達到80%。

三是人力資本、物質資本與經濟增長。Fleisher[12]等（1997）的研究表明，人力資本和物質資本在長期如果不能合理配置將阻礙物質資本發揮作用，相反，如果配置得當將促進經濟的增長且消除社會不平等現象。孫敬水等[13]（2007）通過構建VAR模型、長期以及短期VAR模型和分析得出三者之間在長期存在均衡關系，但人力資本主導經濟發展的效果高于物質資本。孟望生[14]等（2015）根據中國2001-2011年的省級面板序列，證實了人力資本、物質資本及制度變遷的總量不同會對經濟發展有遞減效果，其結構不同對經濟發展具備逆向遞增效果。馬紅旗等[15]（2016）關注到人力資本與物質資本具備的內在關聯性和互補性，建立CES方程估算出物質資本與各類不同程度的勞動力替代效果。任韜等[16]（2020）研究發現，物質資本投入不足與物質資本投入過度出現在不同的重點行業，如果調整之間的投入比例，將有效推動行業的全要素生產率。

以上研究表明，對于現有的文獻，大多數學者的研究是在全國層面上，但對具體省份的研究相對較少。并且，現有文獻分析重點在于建立單方程理論框架開展研究，但研究結果只是釋明某序列在一方向上對另一序列的影響，而不能反映變量之間的相互作用。基于以上問題，立足于江蘇省的經濟現狀，將人力資本、物質資本與經濟增長三者放到一個分析框架中研究。根據江蘇省1988-2018年的數據建立了向量自回歸模型（VAR）來分析人力資本、物質資本與經濟增長之間的影響聯系。

三、實證分析

（一）理論模型

1.平穩性檢驗

因為采用非平穩時間序列數據建模可能會出現“偽回歸”問題，以此會導致錯誤的檢驗結果。為減少出現“偽回歸”情況，使用ADF方法對原變量的穩定性進行衡量。該檢驗公式如下：

其中εt為白噪聲，原假設H0:ρ=1，表示序列Y有一個單位根，所得到的結論是其不穩定。而當計算樣本數據中F統計量時，若F值高于臨界值，則該實證結論是否定原假設，表示原序列Y是平穩序列，反之則表示原序列為非平穩序列。

2.格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗能實證檢驗變量之間影響方向，如下公式所示為一般格蘭杰因果檢驗公式。下式中t表示時間，k表示變量最大滯后量，表示模型中隨機擾動項，基于此模型建立Y、lnX1、lnX2、lnX3和lnX4的格蘭杰因果檢驗模型。

3.VAR模型

VAR模型把需要研究的變量內置化，并確定其滯后值以分析各變量之間的動態關系。用此模型可以反映單變量變化對系統內部其他變量的沖擊影響，以此準確刻畫變量之間的關系。VAR模型公式如下：，其中t=1，2，…，T，Yt為k維內生列向量，xt為n維外生變量，p為滯后階數，而Φ1，Φ2，Φ3，…，Φp和D為需要估計的系數矩陣，εt是k為擾動項。在建立VAR分析前，應使用AIC和SC等法則指定最好的滯后階數，再次通過穩定性分析，以此確定是否適合構建VAR模型。假設存在VAR（2）模型：

主要通過迭代方法實現脈沖響應分析，當ε10=1，ε20=0時，通過迭代可以得到X0，X1，X2，… 和Y0，Y1，，Y2，…，以上數據均通過X沖擊所引起的X和Y的響應序列。同時，當ε10=0，ε20=1時，可得到相應沖擊反映函數。

（二）指標的選取

人力資本受到教育、醫療等多重因素的作用，但教育是其主要因素，所以選取高校在校生占總人數的比重作為人力資本的指標。物質資本選用實際固定資本投入總額，經濟增長的變量則是實際人均GDP。基于這三個變量指標，建立VAR模型進行實證研究。

（三）數據來源

鑒于數據的可得和有效性，所使用的為1988-2018年江蘇省的數據，均來自國家統計局官網和江蘇統計年鑒。

（四）VAR模型的構建

1.平穩性檢驗

為了一定程度上減少隨機誤差項對實證回歸的影響，首先對數據開展處理對數化工作，從而避免潛在的異方差客觀因素干擾，對HC、PC、GDP取對數處理后分別記為LNHC、LNPC、LNGDP。因為采取非平穩數據建模可能會產生“偽回歸”問題，這將使得出錯誤的測試結論。為了減少“偽回歸”的發生，使用ADF方法來測量原始變量的穩定性。文章實證研究借助于Eviews 9.0軟件，該檢驗公式如下：

其中t為白噪聲，原假設H0:ρ=1，表示序列Y有一個單位根，所得到的結論是其不穩定。而當計算樣本數據中F統計量時，若F值高于臨界值，則該實證結論是否定原假設，表示原序列Y是平穩過程，反之則表示原序列為非平穩過程。對三組數據開展平穩性測驗以確保為平穩序列，檢驗結果見表1。

表1 平穩性檢驗

從表1可知，對變量對數分析過后得到的LNGDP在5%程度上否定原猜測，表示原來的序列不平穩，但一階差分處理過后得到的是穩定序列。而LNHC，LNPC表示為平穩序列。對此，考慮到原序列數據不是同階單整情況，因此不可開展協整研究，而采取格蘭杰因果檢驗測驗是否適合構建VAR模型。

2.確定最優滯后階數

表2 最優滯后階數

由表2所示，FPE、AIC、SC和HQ準則表示最優滯后階數為5，而LR表示最優滯后階數為4，根據法則最多確定原則，本文建立VAR（5）模型。為實證分析在VAR（5）模型中序列相互是否有因果聯系，采取格蘭杰方法分析兩兩存在的聯系。

3.Granger因果檢驗

表3 Granger因果檢驗

由表3所示，Granger因果測試得出，人力資本、物質資本都是經濟增長的雙向格蘭杰因素，人力資本也是物質資本的雙向格蘭杰因素，可以進一步進行平穩性檢驗。

4.平穩性檢驗

采用序列LNHC、LNPC、DLNGDP的數據建立VAR模型。根據AIC和SC最小原則，經過不斷測驗法子按最優滯后期限為五階。采用AR根開展測試，如圖1所示，分析中單位根都落在單位圓范圍中，因此是穩定的VAR模型從而確定能夠開展下一步研究。

圖1 模型平穩性檢驗

5.脈沖響應分析

下面用脈沖響應函數，對三者存在的聯系開展研究。采取Eviews 9.0程序，分別對LNHC、LNPC進行1單位沖擊，所得出的脈沖響應圖像如圖2所示，橫軸體現為各期數值，縱軸體現為對自變量沖擊作出的反映圖像。

圖2 DLNGDP對LNHC的脈沖響應

從圖2可以看出，對VAR（5）模型，給定1單位人力資本LNHC沖擊，人均GDP有正向波動，從第1期延續到第4期，在第4期達到最大值。隨后出現下跌趨勢，到6期時實現最低點。然后，又反彈，如此波動。短期內，由于科技水平低，人力資本沒有被充分發揮等原因，導致人力資本的投入對江蘇省經濟增長的作用反而是負向的。但長期來看，人力資本對經濟發展的推動效果還是比較明顯的。

圖3 DLNGDP對LNPC的脈沖響應

從圖3可以得到，給定物質資本LNPC一單位沖擊后，人均GDP出現顯著負向變動，在第二期實現最小值，而后又上升，在4期實現最高點，然后又出現負向波動，波動幅度逐漸減小。之后，又隨著期數顯著增大。由此可知，相比于人力資本，物質資本對經濟增長的影響更加趨于平緩，因為短期依靠物質資本投入實現的經濟增長是粗放型發展模式。所以，從遠期觀測可以發現，經濟增長還是有賴于人力資本的主導作用。

6.方差分解模型分析

脈沖響應方程展現了內生序列對VAR中其他內生序列的影響。為了研究每種序列沖擊貢獻度并評估不同序列沖擊的規范度，需要構建方差分解方程進一步研究。選擇30個周期作為滯后周期對DLNGDP進行方差分解。

圖4 DLNGDP方差分解

結果顯示，人均GDP的波動53.4%由自身解釋，0-25%由人力資本解釋，0-21.5%由物質資本解釋。由此可知，江蘇省經濟增長具有很強的自身帶動性，人力資本和物質資本在一定程度上解釋了江蘇省的經濟增長。與人力資本相比，物質資本貢獻度偏小。

四、結論及政策建議

（一）主要結論

基于向量自回歸（VAR）模型分析人力資本、物質資本對地區經濟增長的作用，并將范圍鎖定在江蘇省。通過分析江蘇省1988-2018的數據發現，短期內，物質資本的投資對經濟增長產生負向的影響，但長期來看，兩者共同促進了經濟的發展，是江蘇省經濟發展的主導原因。想要穩步推進江蘇省經濟的增長，必須將二者有機結合，盡可能達到最優組合。

（二）政策建議

由數理研究實證得出，相比較于物質資本的投資，人力資本的投資的回報期是比較長的，但是人力資本的收益率往往高于物質資本投資，人力資本的回報具有極強的正外部性。

從長期來看，投資人力資本是較優的決策。相比于其他發達國家的教育水平，我國還存在一定差距，要加快普及農村基礎教育，提升欠發達地區勞動力培養水平，促進提升全民受教育期限和人力資本總量。轉變投資方向和比例，提升教育投資的比例，特別是高等教育與研發投入。

從短期來看，適當的物質資本投資，例如新基建和各類創新技術的投入，是完全有必要的。鼓勵和扶持科學技術產業發展，積極促進信息技術與產業融合發展，大力培育新興產業。我們需要防止的是重視一方投入而輕視另一方投入的政策陷阱。