區(qū)域人力投資與產業(yè)升級關系分析

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本文作者：孫曉紅1楊皎平1梁濤2作者單位：1.渤海大學管理學院2.遼寧工程技術大學工商管理學院

一、引言

現(xiàn)有研究表明，人力資本的積累對經濟增長有正面的作用，產業(yè)結構升級對經濟增長也有促進作用。那么，人力資本與產業(yè)結構升級之間是否存在著相互作用的機制?西方學者對產業(yè)結構調整理論和人力資本理論著重強調了人力資本對經濟增長的促進作用，對人力資本積累對產業(yè)結構調整作用的研究較少，國內學者對人力資本與產業(yè)結構調整關系的研究較多。規(guī)范研究方面，劉桂芝和張肅(2004)認為產業(yè)結構的演進應重視人力資本的引擎作用，人力資本是推動產業(yè)結構變化和經濟發(fā)展的決定因素。羅文標和黃照升(2004)從產業(yè)結構的高級化與人才的高級化，產業(yè)發(fā)展階段與人才發(fā)展階段，產業(yè)結構與人才結構相互影響二方面進行探討了產業(yè)結構與人才結構的互動關系。張俊莉(2004)以西部地區(qū)為例探討區(qū)域人力資本與產業(yè)結構的協(xié)同現(xiàn)狀及對策，張其春和郗永勤(2006)指出區(qū)域人力資本對產業(yè)結構調整有動力作用，同時產業(yè)結構優(yōu)化對人力資本投資與配置的反作用。李福柱和李忠雙(2008)指出區(qū)域工業(yè)化進程和人力資本產業(yè)比較優(yōu)勢有效開發(fā)利用程度的差異造成了東、中、西部地區(qū)人力資本產業(yè)配置結構異速變動。實證研究方面，戴啟文和楊建仁(2007)以江西省為例，對產業(yè)結構與人力資本水平的相互關系進行了實證研究，通過對江西省1978～2006年第一產業(yè)占GDP的比重、人均受教育年限等兩項指標數(shù)據(jù)的協(xié)整分析證明了產業(yè)均衡和人力資本水平的長期均衡關系。黃文正(2011)基于VAR模型實證分析了人力資源積累與產業(yè)結構升級的關系，文章以中國1990～2007年的第一產業(yè)占GDP的比重、中學人數(shù)占總人口的比例等兩項指標的數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過協(xié)整檢驗和格蘭杰(Granger)因果檢驗得出了中國人力資本積累水平的提高有力地促進產業(yè)結構升級，而產業(yè)結構升級不是人力資本積累水平提高的原因的結論。目前，還沒有針對遼寧省人力資本和產業(yè)結構升級之間的關系進行研究的文獻。本文旨在通過建立遼寧省產業(yè)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(yè)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(qū)域經濟的發(fā)展。

二、相關指標和數(shù)據(jù)的界定

本文選取1989～2010年間遼寧省人力資本水平、產業(yè)結構升級能力兩個指標樣本(分別用X、Y)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。所使用的數(shù)據(jù)主要來自各年《遼寧省統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，以下是對指標的解釋。本文采用的是平均受教育年限法來反映人力資本水平，用字母X表示。計算公式如下：（略）。

式中，Xt為t年遼寧省6歲以上人均受教育年限，HEit為t年第i學歷水平的人數(shù)占統(tǒng)計人數(shù)的比例，hi為第i學歷水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5，6，7分別表示研究生及以上，本科，大專，高中，初中，小學和未上過學;將就業(yè)人員所受的不同教育程度賦予不同的受教育水平年限;研究生及以上為22年，大學為16年，大專為15年，高中為12年，初中為9年，小學為6年，不識字為0年。反映產業(yè)結構升級的指標一般有兩種:一是第一產業(yè)的勞動力占勞動力總數(shù)的比重。比重越小，結構轉換的速度越迅速，產業(yè)結構的高級化程度越高。二是第三產業(yè)生產總值占國內生產總值的比重。比重呈現(xiàn)上升趨勢，說明產業(yè)結構有升級趨勢。本文采用第二種指標分析產業(yè)結構升級，即遼寧省第三產業(yè)的生產總值比重。以上兩個指標的數(shù)據(jù)如表1所示。

三、實證研究

(一)樣本數(shù)據(jù)的描述性分析。

在進行實證分析前，對樣本數(shù)據(jù)進行描述性分析，可以直觀的反映出時間序列的特性。為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差，需要對選取的兩個變量取自然對數(shù)，并分別表示為LNX，LNY。同時，為了考察兩個變量樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，分別做LNX，LNY及其一階差分的簡略圖，如圖1、圖2所示。從圖1可以看出LNX和LNY均則呈上升趨勢，可以初步判定，這兩個時間序列都是非平穩(wěn)的。由圖2可知，經過一階差分后，可以直觀的判斷兩個變量是平穩(wěn)的，可以作為建模數(shù)據(jù)。

(二)樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗。

眾所周知，用非平穩(wěn)序列進行OLS估計時會出現(xiàn)偽回歸，回歸系數(shù)的估計量將喪失無偏性，其T檢驗值也將失去意義。而宏觀經濟變量大多不是平穩(wěn)的，其往往表現(xiàn)為隨機游動。處于嚴謹考慮有必要對其進行單位根檢驗。即如果變量序列存在單位根，說明其為非平穩(wěn)序列，反之，則為平穩(wěn)序列。本文的單位根檢驗采用ADF檢驗方法，用Eviews7.0完成，檢驗結果見表2所示。結論顯示對于變量LNX和LNY這兩個變量序列是非平穩(wěn)的。而其一階差分變量DLNX、DLNY是平穩(wěn)序列，符合建模數(shù)據(jù)要求。

(三)樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。

協(xié)整是對經濟時間序列之間相互關系的一種表征，協(xié)整關系檢驗的方法比較多，本文選用Engel-Granger兩步法進行檢驗，具體分兩步驟操作如下:(1)建立LNX和LNY的回歸模型。假定回歸模型為LNYt=β0+β1LNXt+μt，采用Eviews7.0得到如下回歸方程:（略）。(2)檢驗殘差序列的單整性。回歸結果得到了殘差序列et，在此基礎上對et進行單位根檢驗。結果見表3所示。結論顯示殘差序列是平穩(wěn)的，即變量序列LNX和LNY是(1，1)階協(xié)整的，由此表明遼寧省的人力資本水平與產業(yè)結構升級能力存在著長期穩(wěn)定的比例關系。

(四)誤差修正模型。

為進一步搞清人力資本水平對于產業(yè)結構轉型的作用機制，建立了遼寧省人力資本水平與產業(yè)結構轉換能力作用關系的誤差修正模型。令ECMt=et并將其作為解釋變量，建立修正模型如下:（略）。由估計結果可以看出，人力資本水平DLNX的變化將引起產業(yè)結構DLNY的相同方向的變化，并且人力資本水平的提高對產業(yè)結構升級有明顯的正向影響(γ2=0.5904)，誤差修正項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的修正力度，從系數(shù)0.5446來看，修正的力度還是比較大的。

四、結論

(1)遼寧省人力資本水平與產業(yè)結構調整之間存在著長期穩(wěn)定的比例關系。通過實證結果顯示遼寧省產業(yè)結構升級的能力關于人力資本的長期彈性為:0.4993，表明人力資本水平每增加1個百分點，從事第三產業(yè)的勞動力人數(shù)在勞動力總人數(shù)的比重就上升0.4993個百分點，由此表明長期內增加人力資本投資，提高人力資本水平，將促進遼寧省產業(yè)結構的轉型和升級。當前遼寧省第三產業(yè)占GDP的比重不到40%，因此要想促進產業(yè)結構升級，必須加大對人力資本的投資水平。(2)遼寧省必須積極地進行產業(yè)結構升級，提高三產業(yè)的比重，尤其是提高高新技術產業(yè)比重;通過產業(yè)結構升級作為驅動，形成經濟發(fā)展的其他要素的流入，包括物質資本、人力資本和技術等。另外為了配合產業(yè)升級，必須營造良好的外部環(huán)境，包括投資環(huán)境、生活環(huán)境和人文環(huán)境，進一步促進法律法制建設、營造民主開放的氛圍;要積極出臺人才引進政策，推動人力資本建設，吸引高層次人才的流入。