人力資本水平與產業結構升級的內在關系研究——來自廣西壯族自治區的實證檢驗

戚紅艷

(廣西師范大學經濟管理學院，廣西桂林541006)

一、前言

人力資本是通過對人的教育、培訓、實踐經驗、遷移、保健等方面的投資而使其獲得知識和技能的積累。［1］20世紀60年代，美國經濟學家舒爾茨和貝克爾創立人力資本理論，開辟了關于人類生產能力的嶄新思路。該理論認為，物質資本指物質產品上的資本，包括廠房、機器、設備、原材料、土地、貨幣和其他有價證券等;而人力資本則是體現在人身上的資本，即對生產者進行教育、職業培訓等支出及其在接受教育時的機會成本等的總和，表現為蘊含于人身上的各種生產知識、勞動與管理技能以及健康素質的存量總和。明塞爾和舒爾茨在討論人力資本投資與個人收入分配問題的文章中，首次從勞動者能力角度全面深入地論證了人力資本投資的問題，認為人力資本投資對提高生產者收入水平以及促進經濟增長等具有至關重要的作用。［2－3］Lucas在研究經濟增長的推動因素時，把人力資本作為一種新的生產要素直接引入經濟生產函數中，認為人力資本積累是經濟增長的源泉。［4］Romer、Nelson 和 Phekps等在技術進步內生因素的研究中強調了人力資本存量對經濟增長的重要影響。［5］

所謂產業結構，是指生產要素在各產業部門之間的比例構成和它們之間相互依存、相互制約的關系，即一個國家或地區的資金、人力資源和各種自然資源與物質資料在國民經濟各部門之間的配置狀況及其相互制約的方式。產業結構和經濟增長互為因果，互相促進。產業結構變動是經濟增長過程中所出現的必然現象，不同的產業結構會使經濟出現不同程度的變動。一般情況下，產業結構的良性變動能促進經濟的增長。［6］經濟增長推動產業結構優化和升級變遷，而產業結構的及時合理調整又是經濟總量獲得新增長的必要條件，產業結構的優化升級促進經濟的較快增長。庫茲涅茨(Kuznets)在對各國的經濟增長總產值和生產結構的實證研究中得出產業結構的變動受人均國民收入變動的影響，同時人均國民收入是產業結構變動的原因的結論。［7］錢納里(Chenery)利用51個國家的經驗數據，通過研究部門增長的決定要素提出產業增長的模式，并認為這種工業化模式能使資源得到最優配置。［8］目前，我國也已經有很多研究證實了人力資本的積累對經濟增長產生正面影響，產業結構升級能夠促進經濟增長。如陳平、李廣眾通過對結構升級、資源轉移與經濟增長的研究證實了產業結構升級能夠促進經濟的增長，［9］劉萍、林鴻關于人力資本對經濟增長貢獻的計量分析等。［10］

目前，關于人力資本和產業結構之間的動態關系研究尚少，2007年戴啟文和楊建仁曾對江西省的相關情況作了研究，得出人力資本水平的提高是促進產業結構升級的重要因素。［11］目前，還沒有針對廣西壯族自治區人力資本和產業結構升級之間的關系進行研究的文獻。本文旨在通過建立廣西壯族自治區產業結構升級與人力資本水平作用關系的計量模型，探索出人力資本和產業結構升級之間的作用機制，調整它們之間的關系，從而間接促進區域經濟的發展。

二、研究變量與數據樣本

目前，在國內各類公開的統計資料中，最能夠用來度量各地區人力資本水平的數據是歷年《中國勞動統計年鑒》公布的抽樣調查(或普查)的人口受教育結構數據。但是由于各年數據統計口徑不一致，所以統計數據不能夠直接使用。本文在選取該指標時，按統一的劃分標準整理了可用數據，并建立了相應的人均受教育年限計算體系進行計算。

本文所使用的受教育年限的數據取自1995—2008年《中國勞動統計年鑒》中的就業人員受教育程度構成數據。其中:1995年和2000年有掃盲班，但人數相對較少，本文將其歸為不識字或未上過學一類;1998年和1999年中專和高中的統計數據統一為受高中教育的人數;2002年至2008年大專、本科及研究生受教育人數統一劃分到大專及以上一類。將每一種受教育水平按一定的受教育年限進行折算，然后乘以該教育水平的人數，再加總，最后除以相應的總人口，便得到人均受教育水平，數據單位為年。計算公式如下:

其中，Ht為t年廣西壯族自治區6歲及以上人均受教育年限，HEit為t年第i學歷水平的人數占統計總人數的比例，hi為第i學歷水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5，分別表示大專及以上，高中，初中，小學，不識字。將就業人員所受的不同教育程度賦予不同的受教育水平年限:大專及以上為16年，高中為12年，初中為9年，小學為6年，不識字為0年。［12］

反映產業結構升級的指標一般有兩種:一是第一產業的勞動力占勞動力總數的比重。比重越小，說明結構轉換的速度越迅速，產業結構的高級化程度越高。二是第三產業生產總值占國內生產總值的比重。比重呈現上升趨勢，說明產業結構有升級趨勢。本文主要采用第二種指標分析產業結構升級，即廣西壯族自治區第三產業的生產總值比重;另用廣西壯族自治區的國內生產總值(GDP)反映經濟發展水平。

本文對以上三個變量作了相關規定:反映人力資本的指標——人均受教育年限，用RLZB表示;反映廣西壯族自治區產業結構升級的指標——廣西壯族自治區第三產業產值比重，用CYJG表示;反映廣西壯族自治區經濟發展水平的指標采用廣西壯族自治區國內生產總值(GDP)的對數，用LGDP表示。

本文選取的1995—2008年的年度數據為樣本區間，數據均來自各年的《中國勞動統計年鑒》和《廣西統計年鑒》，如表1所示。本文所使用的計量軟件為 Eviews 6.0。

表1 1995—2008年廣西壯族自治區人力資本、產業結構升級及經濟發展水平的數據

三、實證結果與分析

(一)變量的平穩性檢驗

時間序列的建模方法通常是運用時間序列的過去值、當期值及滯后擾動項的加權和建立模型來“解釋”時間序列的變化規律。在時間序列模型的發展過程中，一個重要的特征是對統計量均衡關系作某種形式的假設，其中一種非常特殊的假設就是平穩性的假設。檢查序列平穩性的標準方法是單位根檢驗，通常的方法有ADF檢驗、DFGLS檢驗、PP檢驗等。［13］本文選取ADF檢驗。在進行ADF單位根檢驗之前，確定是否具有截距和時間趨勢項非常重要，一般可采用圖形觀察法。如果呈現無規則上升或下降并反復，可選擇無截距項有時間項趨勢的檢驗形式;如果呈現明顯的隨時間遞增或遞減的趨勢，且趨勢線并不太陡，可選只含有截距項的檢驗形式;如果數據圖形隨時間快速增長，可選既有截距項又有時間趨勢項的檢驗形式，然后還需要進一步檢驗截距或時間趨勢項的顯著性。［14］

觀察三個變量序列的線性圖，RLZB和CYJG都選擇只包含截距項，LGDP選擇既不包含截距項也不包含時間趨勢項，滯后階數的確定根據 AIC(Akaike Information Criterion)準則來確定，檢驗結果即本文三變量序列ADF的檢驗結果如表2所示。

表2 變量序列的單位根檢驗結果

由表2可以看出，在5%的顯著水平下，RLZB、CYJG、LGDP都是二階單整的，這三個差分變量序列為I(2)平穩序列，滿足協整前提條件。

(二)兩變量間的協整性檢驗

如果一組非平穩時間序列存在一個平穩的線性組合，即該組合不具有隨機趨勢，那么這組序列就是協積(協整)的，這個線性組合被稱為協積方程，表示一種長期的均衡關系。協整的定義如下:

K維向量yt的分量間被稱為d，b階協整，記為yt～CI(d，b)，如果滿足:

(1)yt～I(d)，要求 yt的每個分量 yit～I(d)

(2)存在非零向量 β，使得 βyt～I(d－b)，0＜b≤d

則簡稱yt是協整的，向量β又稱為協整向量。

協整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種:一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen協整檢驗;另一種是基于回歸殘差的協整檢驗，如DF檢驗和ADF檢驗。本文采用Engle和Granger提出的協整檢驗方法。這種方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協整關系的思想來看，如果自變量和因變量之間存在協整關系，那么它們之間的殘差序列也應該是平穩的。本文用此方法來驗證CYJG和LGDP以及DSCY和RLZB之間是否存在協整關系。

以ε1和ε2分別表示變量CYJG和LGDP以及CYJG和RLZB之間回歸方程的殘差。利用ADF的協整檢驗方法來判斷殘差序列是否平穩，進而確定回歸方程的變量之間是否存在協整關系。ADF檢驗的結果得出 ε1和 ε2的 ADF檢驗值分別為－3.804052和 －3.812921，它們的絕對值大于觀測樣本量的ADF檢驗5%顯著水平下的臨界值的絕對值，拒絕原假設，殘差序列不存在單位根，所以回歸方程的殘差是平穩的。這說明產業結構升級和區域經濟增長、人力資本水平和產業結構升級之間存在協整關系。也就是說，它們之間存在著某種長期穩定的均衡關系。

(三)人力資本與產業結構升級之間的誤差修正模型

誤差修正模型(Error Correction Model，ECM)是協整分析的一個延伸。誤差修正這個術語最早是Sargen在1964年提出的，誤差修正模型的基本形式則是1978年由 Davidson、Hendry、Srba和 Yeo提出的，因此，誤差修正模型又稱為DHSY模型。誤差修正模型不再單純地使用變量的水平值(指變量的原始值)或變量的差分建模，而是把兩者有機地結合在一起，充分利用這兩者所提供的信息。從短期看，被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的，短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小。從長期看，協整關系式起到引力線的作用，將非平衡狀態拉回到均衡狀態。

本文前面已經檢驗了人力資本水平和產業結構升級之間的協整關系，為了進一步考察兩者之間的動態關系，現通過ECM模型進行分析。

首先，建立1995—2008年人力資本水平和產業結構升級的長期均衡方程:

估計結果為:

然后，令ecmt=^ut，將上式的殘差序列^ut作為誤差修正項，建立修正模型如下:

其中:ΔCYJGt是產業結構變化的一階差分值，體現了產業結構升級的速度;ΔRLZBt是人力資本水平的一階差分值，體現了人力資本的提高速度;ecmt－1是誤差修正項，體現了長期均衡誤差對因變量的控制。

該方程的回歸系數均通過了參數顯著性檢驗(5%水平)，整體線性比較顯著(F=12.6529，P=0.001823)，R2=7168，擬合優度也較好。由估計結果可以看出，人力資本水平(ΔRLZBt)的變化將引起產業結構(ΔCYJGt)的相同方向的變化。也就是說，人力資本積累的速度提高1%，產業結構的變化也就是第三產業的比重增加0.03071%，產業升級0.03071%。這表明人力資本水平的提高對產業結構升級有正的影響，但影響不大。誤差修正項的系數反映了對偏離長期均衡的修正力度，從系數值0.725來看，修正的力度是比較大的。這說明廣西壯族自治區正處在經濟發展的上升期，產業結構升級速度具有較大的波動性，如果提高人力資本水平，就會給產業結構升級帶來較大的正面影響。

(四)人力資本與產業結構升級之間的因果關系檢驗

前文的檢驗證實了人力資本水平和產業結構之間存在協整關系，在此基礎上對研究變量進行Granger因果關系檢驗，以確定它們之間的作用方式。

Granger因果的定義:如果關于所有的s＞0，基于(yt，yt－1，…)預測 yt+s得到的均方誤差，與基于(yt，yt－1，…)和(xt，xt－1，…)兩者得到的 yt+s的均方差相同，則y不是由x Granger引起的。

本文主要對人力資本和產業結構之間的因果關系作Granger因果關系檢驗。取滯后期階數為1，檢驗結果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

從表中數據可以看出，接受了“人力資本水平變化(RLZB)不是產業結構變化(CYJG)的格蘭杰原因”的零假設，而拒絕了產業結構變化(CYJG)不是人力資本水平變化(RLZB)的格蘭杰原因的零假設。這表明廣西壯族自治區人力資本水平和產業結構升級之間的作用關系是:產業結構升級是人力資本水平提高的原因，產業結構升級加快人力資本水平的提高，而人力資本水平提高沒能夠促進產業結構的升級。這說明目前廣西壯族自治區的高等教育還沒有與產業經濟連接上，沒有很好地實現產、學、研的結合，人力資本的提高并沒有很好地帶動產業經濟的發展。

四、結論及政策建議

本文基于廣西壯族自治區1995—2008年的相關數據，對人力資本與產業結構升級之間的關系運用計量分析方法進行了ADF單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型估計和格蘭杰因果檢驗，得出以下幾點結論:

第一，根據兩變量的協整關系分析，人力資本水平與產業結構變動、產業結構升級與經濟增長這兩對經濟變量之間存在長期的均衡關系，人力資本通過對產業結構變動的作用來間接影響廣西壯族自治區的經濟增長。因此，相關部門應重視教育事業，培養更多高素質人才，加快人力資本的積累，促進廣西壯族自治區產業結構的升級，進而推動該區域經濟的發展。

第二，通過ECM分析可知人力資本水平的提高會促進產業結構的升級，但影響不大，人力資本水平增長率每提高1%，產業結構升級變化為0.03071%。這說明廣西壯族自治區人力資本發展水平還不夠高，不能夠對產業結構升級產生較大的影響，因此，相關部門仍然要進一步加大教育投入，不僅要加強對基礎教育的投入，而且還要加強對在職職工的再培訓教育的投入，從各個層面提高人力資本水平。這樣才能夠促使產業結構升級，提高區域經濟發展水平。

第三，通過對產業結構和人力資本兩變量的格蘭杰因果檢驗可知，產業結構的升級可以有力地加快人力資本水平的提高，但人力資本的提升不是產業結構變化的動因。由最小二乘法(OLS)回歸系數可知，人力資本的提升能夠帶動產業結構的升級。這就間接說明了盡管產業結構在升級，經濟在增長，但在發展人力資本水平上投入仍然不夠。因此，相關部門應該加大在教育上的投入，積極發展教育事業，實現產、學、研的鏈條循環式發展，提高人力資本在產業結構升級中的作用。

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