人力资本水平与产业结构升级的内在关系研究——来自广西壮族自治区的实证检验

戚红艳

(广西师范大学经济管理学院，广西桂林541006)

一、前言

人力资本是通过对人的教育、培训、实践经验、迁移、保健等方面的投资而使其获得知识和技能的积累。［1］20世纪60年代，美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立人力资本理论，开辟了关于人类生产能力的崭新思路。该理论认为，物质资本指物质产品上的资本，包括厂房、机器、设备、原材料、土地、货币和其他有价证券等;而人力资本则是体现在人身上的资本，即对生产者进行教育、职业培训等支出及其在接受教育时的机会成本等的总和，表现为蕴含于人身上的各种生产知识、劳动与管理技能以及健康素质的存量总和。明塞尔和舒尔茨在讨论人力资本投资与个人收入分配问题的文章中，首次从劳动者能力角度全面深入地论证了人力资本投资的问题，认为人力资本投资对提高生产者收入水平以及促进经济增长等具有至关重要的作用。［2－3］Lucas在研究经济增长的推动因素时，把人力资本作为一种新的生产要素直接引入经济生产函数中，认为人力资本积累是经济增长的源泉。［4］Romer、Nelson 和 Phekps等在技术进步内生因素的研究中强调了人力资本存量对经济增长的重要影响。［5］

所谓产业结构，是指生产要素在各产业部门之间的比例构成和它们之间相互依存、相互制约的关系，即一个国家或地区的资金、人力资源和各种自然资源与物质资料在国民经济各部门之间的配置状况及其相互制约的方式。产业结构和经济增长互为因果，互相促进。产业结构变动是经济增长过程中所出现的必然现象，不同的产业结构会使经济出现不同程度的变动。一般情况下，产业结构的良性变动能促进经济的增长。［6］经济增长推动产业结构优化和升级变迁，而产业结构的及时合理调整又是经济总量获得新增长的必要条件，产业结构的优化升级促进经济的较快增长。库兹涅茨(Kuznets)在对各国的经济增长总产值和生产结构的实证研究中得出产业结构的变动受人均国民收入变动的影响，同时人均国民收入是产业结构变动的原因的结论。［7］钱纳里(Chenery)利用51个国家的经验数据，通过研究部门增长的决定要素提出产业增长的模式，并认为这种工业化模式能使资源得到最优配置。［8］目前，我国也已经有很多研究证实了人力资本的积累对经济增长产生正面影响，产业结构升级能够促进经济增长。如陈平、李广众通过对结构升级、资源转移与经济增长的研究证实了产业结构升级能够促进经济的增长，［9］刘萍、林鸿关于人力资本对经济增长贡献的计量分析等。［10］

目前，关于人力资本和产业结构之间的动态关系研究尚少，2007年戴启文和杨建仁曾对江西省的相关情况作了研究，得出人力资本水平的提高是促进产业结构升级的重要因素。［11］目前，还没有针对广西壮族自治区人力资本和产业结构升级之间的关系进行研究的文献。本文旨在通过建立广西壮族自治区产业结构升级与人力资本水平作用关系的计量模型，探索出人力资本和产业结构升级之间的作用机制，调整它们之间的关系，从而间接促进区域经济的发展。

二、研究变量与数据样本

目前，在国内各类公开的统计资料中，最能够用来度量各地区人力资本水平的数据是历年《中国劳动统计年鉴》公布的抽样调查(或普查)的人口受教育结构数据。但是由于各年数据统计口径不一致，所以统计数据不能够直接使用。本文在选取该指标时，按统一的划分标准整理了可用数据，并建立了相应的人均受教育年限计算体系进行计算。

本文所使用的受教育年限的数据取自1995—2008年《中国劳动统计年鉴》中的就业人员受教育程度构成数据。其中:1995年和2000年有扫盲班，但人数相对较少，本文将其归为不识字或未上过学一类;1998年和1999年中专和高中的统计数据统一为受高中教育的人数;2002年至2008年大专、本科及研究生受教育人数统一划分到大专及以上一类。将每一种受教育水平按一定的受教育年限进行折算，然后乘以该教育水平的人数，再加总，最后除以相应的总人口，便得到人均受教育水平，数据单位为年。计算公式如下:

其中，Ht为t年广西壮族自治区6岁及以上人均受教育年限，HEit为t年第i学历水平的人数占统计总人数的比例，hi为第i学历水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5，分别表示大专及以上，高中，初中，小学，不识字。将就业人员所受的不同教育程度赋予不同的受教育水平年限:大专及以上为16年，高中为12年，初中为9年，小学为6年，不识字为0年。［12］

反映产业结构升级的指标一般有两种:一是第一产业的劳动力占劳动力总数的比重。比重越小，说明结构转换的速度越迅速，产业结构的高级化程度越高。二是第三产业生产总值占国内生产总值的比重。比重呈现上升趋势，说明产业结构有升级趋势。本文主要采用第二种指标分析产业结构升级，即广西壮族自治区第三产业的生产总值比重;另用广西壮族自治区的国内生产总值(GDP)反映经济发展水平。

本文对以上三个变量作了相关规定:反映人力资本的指标——人均受教育年限，用RLZB表示;反映广西壮族自治区产业结构升级的指标——广西壮族自治区第三产业产值比重，用CYJG表示;反映广西壮族自治区经济发展水平的指标采用广西壮族自治区国内生产总值(GDP)的对数，用LGDP表示。

本文选取的1995—2008年的年度数据为样本区间，数据均来自各年的《中国劳动统计年鉴》和《广西统计年鉴》，如表1所示。本文所使用的计量软件为 Eviews 6.0。

表1 1995—2008年广西壮族自治区人力资本、产业结构升级及经济发展水平的数据

三、实证结果与分析

(一)变量的平稳性检验

时间序列的建模方法通常是运用时间序列的过去值、当期值及滞后扰动项的加权和建立模型来“解释”时间序列的变化规律。在时间序列模型的发展过程中，一个重要的特征是对统计量均衡关系作某种形式的假设，其中一种非常特殊的假设就是平稳性的假设。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，通常的方法有ADF检验、DFGLS检验、PP检验等。［13］本文选取ADF检验。在进行ADF单位根检验之前，确定是否具有截距和时间趋势项非常重要，一般可采用图形观察法。如果呈现无规则上升或下降并反复，可选择无截距项有时间项趋势的检验形式;如果呈现明显的随时间递增或递减的趋势，且趋势线并不太陡，可选只含有截距项的检验形式;如果数据图形随时间快速增长，可选既有截距项又有时间趋势项的检验形式，然后还需要进一步检验截距或时间趋势项的显著性。［14］

观察三个变量序列的线性图，RLZB和CYJG都选择只包含截距项，LGDP选择既不包含截距项也不包含时间趋势项，滞后阶数的确定根据 AIC(Akaike Information Criterion)准则来确定，检验结果即本文三变量序列ADF的检验结果如表2所示。

表2 变量序列的单位根检验结果

由表2可以看出，在5%的显著水平下，RLZB、CYJG、LGDP都是二阶单整的，这三个差分变量序列为I(2)平稳序列，满足协整前提条件。

(二)两变量间的协整性检验

如果一组非平稳时间序列存在一个平稳的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协积(协整)的，这个线性组合被称为协积方程，表示一种长期的均衡关系。协整的定义如下:

K维向量yt的分量间被称为d，b阶协整，记为yt～CI(d，b)，如果满足:

(1)yt～I(d)，要求 yt的每个分量 yit～I(d)

(2)存在非零向量 β，使得 βyt～I(d－b)，0＜b≤d

则简称yt是协整的，向量β又称为协整向量。

协整检验从检验对象上可以分为两种:一种是基于回归系数的协整检验，如Johansen协整检验;另一种是基于回归残差的协整检验，如DF检验和ADF检验。本文采用Engle和Granger提出的协整检验方法。这种方法是对回归方程的残差进行单位根检验。从协整关系的思想来看，如果自变量和因变量之间存在协整关系，那么它们之间的残差序列也应该是平稳的。本文用此方法来验证CYJG和LGDP以及DSCY和RLZB之间是否存在协整关系。

以ε1和ε2分别表示变量CYJG和LGDP以及CYJG和RLZB之间回归方程的残差。利用ADF的协整检验方法来判断残差序列是否平稳，进而确定回归方程的变量之间是否存在协整关系。ADF检验的结果得出 ε1和 ε2的 ADF检验值分别为－3.804052和 －3.812921，它们的绝对值大于观测样本量的ADF检验5%显著水平下的临界值的绝对值，拒绝原假设，残差序列不存在单位根，所以回归方程的残差是平稳的。这说明产业结构升级和区域经济增长、人力资本水平和产业结构升级之间存在协整关系。也就是说，它们之间存在着某种长期稳定的均衡关系。

(三)人力资本与产业结构升级之间的误差修正模型

误差修正模型(Error Correction Model，ECM)是协整分析的一个延伸。误差修正这个术语最早是Sargen在1964年提出的，误差修正模型的基本形式则是1978年由 Davidson、Hendry、Srba和 Yeo提出的，因此，误差修正模型又称为DHSY模型。误差修正模型不再单纯地使用变量的水平值(指变量的原始值)或变量的差分建模，而是把两者有机地结合在一起，充分利用这两者所提供的信息。从短期看，被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的，短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动振幅的大小。从长期看，协整关系式起到引力线的作用，将非平衡状态拉回到均衡状态。

本文前面已经检验了人力资本水平和产业结构升级之间的协整关系，为了进一步考察两者之间的动态关系，现通过ECM模型进行分析。

首先，建立1995—2008年人力资本水平和产业结构升级的长期均衡方程:

估计结果为:

然后，令ecmt=^ut，将上式的残差序列^ut作为误差修正项，建立修正模型如下:

其中:ΔCYJGt是产业结构变化的一阶差分值，体现了产业结构升级的速度;ΔRLZBt是人力资本水平的一阶差分值，体现了人力资本的提高速度;ecmt－1是误差修正项，体现了长期均衡误差对因变量的控制。

该方程的回归系数均通过了参数显著性检验(5%水平)，整体线性比较显著(F=12.6529，P=0.001823)，R2=7168，拟合优度也较好。由估计结果可以看出，人力资本水平(ΔRLZBt)的变化将引起产业结构(ΔCYJGt)的相同方向的变化。也就是说，人力资本积累的速度提高1%，产业结构的变化也就是第三产业的比重增加0.03071%，产业升级0.03071%。这表明人力资本水平的提高对产业结构升级有正的影响，但影响不大。误差修正项的系数反映了对偏离长期均衡的修正力度，从系数值0.725来看，修正的力度是比较大的。这说明广西壮族自治区正处在经济发展的上升期，产业结构升级速度具有较大的波动性，如果提高人力资本水平，就会给产业结构升级带来较大的正面影响。

(四)人力资本与产业结构升级之间的因果关系检验

前文的检验证实了人力资本水平和产业结构之间存在协整关系，在此基础上对研究变量进行Granger因果关系检验，以确定它们之间的作用方式。

Granger因果的定义:如果关于所有的s＞0，基于(yt，yt－1，…)预测 yt+s得到的均方误差，与基于(yt，yt－1，…)和(xt，xt－1，…)两者得到的 yt+s的均方差相同，则y不是由x Granger引起的。

本文主要对人力资本和产业结构之间的因果关系作Granger因果关系检验。取滞后期阶数为1，检验结果如表3所示。

表3 格兰杰因果检验结果

从表中数据可以看出，接受了“人力资本水平变化(RLZB)不是产业结构变化(CYJG)的格兰杰原因”的零假设，而拒绝了产业结构变化(CYJG)不是人力资本水平变化(RLZB)的格兰杰原因的零假设。这表明广西壮族自治区人力资本水平和产业结构升级之间的作用关系是:产业结构升级是人力资本水平提高的原因，产业结构升级加快人力资本水平的提高，而人力资本水平提高没能够促进产业结构的升级。这说明目前广西壮族自治区的高等教育还没有与产业经济连接上，没有很好地实现产、学、研的结合，人力资本的提高并没有很好地带动产业经济的发展。

四、结论及政策建议

本文基于广西壮族自治区1995—2008年的相关数据，对人力资本与产业结构升级之间的关系运用计量分析方法进行了ADF单位根检验、协整检验、误差修正模型估计和格兰杰因果检验，得出以下几点结论:

第一，根据两变量的协整关系分析，人力资本水平与产业结构变动、产业结构升级与经济增长这两对经济变量之间存在长期的均衡关系，人力资本通过对产业结构变动的作用来间接影响广西壮族自治区的经济增长。因此，相关部门应重视教育事业，培养更多高素质人才，加快人力资本的积累，促进广西壮族自治区产业结构的升级，进而推动该区域经济的发展。

第二，通过ECM分析可知人力资本水平的提高会促进产业结构的升级，但影响不大，人力资本水平增长率每提高1%，产业结构升级变化为0.03071%。这说明广西壮族自治区人力资本发展水平还不够高，不能够对产业结构升级产生较大的影响，因此，相关部门仍然要进一步加大教育投入，不仅要加强对基础教育的投入，而且还要加强对在职职工的再培训教育的投入，从各个层面提高人力资本水平。这样才能够促使产业结构升级，提高区域经济发展水平。

第三，通过对产业结构和人力资本两变量的格兰杰因果检验可知，产业结构的升级可以有力地加快人力资本水平的提高，但人力资本的提升不是产业结构变化的动因。由最小二乘法(OLS)回归系数可知，人力资本的提升能够带动产业结构的升级。这就间接说明了尽管产业结构在升级，经济在增长，但在发展人力资本水平上投入仍然不够。因此，相关部门应该加大在教育上的投入，积极发展教育事业，实现产、学、研的链条循环式发展，提高人力资本在产业结构升级中的作用。

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