李昌勇，劉耀輝，王 強

（安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030）

安徽省人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的實證分析

李昌勇，劉耀輝，王 強

（安徽財經(jīng)大學 統(tǒng)計與應用數(shù)學學院，安徽 蚌埠 233030）

影響產(chǎn)業(yè)結構的因素很多，但人力資本對產(chǎn)業(yè)結構的影響與作用是客觀存在的.本文的研究目的是在于了解人力資本水平對產(chǎn)業(yè)結構升級的具體作用，以安徽省為例，進行了相關的實證分析.結論顯示：產(chǎn)業(yè)結構的升級很大程度得益于人力資本水平提高，其作用機制為：人力資本水平的增長率每提高1個百分點，未來從事第一產(chǎn)業(yè)的相關勞動力人數(shù)占總勞動力人數(shù)的比重就將下降2.1476個百分點.從而也進一步說明了安徽的產(chǎn)業(yè)結構還很不合理，并提出相關的政策建議.

產(chǎn)業(yè)結構；人力資本；協(xié)整理論

1 引言

步入21世紀，人類進入知識經(jīng)濟時代，一個國家和地區(qū)要想在競爭中取得領先地位，就必須掌握高素質(zhì)的人才，我省是人口大省，人力資源豐富，但是人力資本卻是相對匱乏的，要想我省能夠加快發(fā)展，趕上東部地區(qū)就必須加強對人力資本的投資，同時調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構以此來推動經(jīng)濟增長.既然如此，那么人力資本和產(chǎn)業(yè)結構之間又是怎樣的關系呢？

人力資本，從本質(zhì)上講，是一種能力，而這種能力并非是人類天生所具有的，而是通過后天的教育和學習獲得的一種征服自然、改造自然的能力，而且這種能力只有運用于人類有目的的改造活動時，才具有經(jīng)濟意義.

目前，對于安徽省的人力資本和產(chǎn)業(yè)結構升級之間作用機制相關文獻研究的很少.文章主要是建立安徽省人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構升級的相關計量模型，從而從相關的模型中分析人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構之間的關系，并對這種關系進行相關的分析，從而提出相關的政策性建議.

2 研究理論、指標和數(shù)據(jù)

2.1 相關理論

2.1.1 平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢查主要是分析變量序列之間是否有單位根.如果存在單位根，則說明為非平穩(wěn)序列，反之則為平穩(wěn)序列.單位根檢驗主要采用單位根檢驗方法檢驗時間序列平穩(wěn)性的過程成為單位根檢驗.文章主要采用的是單位根檢驗方法（ADF檢驗方法），是由Dickey，F(xiàn)uller在1981年提出，模型如下：

模型中α0表示常數(shù)項，t表示時間趨勢項，m則為滯后階數(shù).ADF檢驗的原假設與備擇假設分別為：H0：α2=0H1：α2<0.如果計算樣本數(shù)據(jù)的ADF>臨界值，表明原假設是不能被拒絕的，則表明時序變量不平穩(wěn)；反之ADF<臨界值，則表示拒絕原假設，表明時序變量平穩(wěn).如果時間序列變量不平穩(wěn)則需要考察一階差分序列是否平穩(wěn)，一階差分若都平穩(wěn)，則同為一階，可以進行協(xié)整檢驗.

2.1.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗最早是由Engle和Granger于1987年提出的，這種方法主要是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗.協(xié)整檢驗的思想是：如果因變量與自變量之間存在協(xié)整，自變量的線性組合可以解釋因變量，則兩變量存在穩(wěn)定的均衡關系，而不能被解釋的部分構成一個殘差序列，而殘差序列則應該是平穩(wěn)的，于是檢驗變量協(xié)整關系就等價于方程的殘差是否為平穩(wěn)序列.Engle和Granger提出了AEG檢驗方法，相關檢驗步驟如下：

(1)若k個序列Y1,Y2,…,Yk都是1階單整序列，建立回歸方程

(3)若檢驗νˉt是平穩(wěn)的，則說明回歸方程中的變量（Y1,Y2,…,Yk）存在協(xié)整關系，并且協(xié)整向量為(1,-β2,β3,…,βk)T,否則，變量間不存在協(xié)整.

2.1.3 誤差修正模型(ECM)

格蘭杰定理告訴我們，變量之間若存在協(xié)整關系，說明變量之間存在長期均衡關系，但是短期內(nèi)很可能不是是均衡的，且隨機誤差項為均衡誤差，這種短期不均衡動態(tài)結構我們用誤差修正模型(ErrorCorrectionModel,ECM)來刻畫，誤差修正是以協(xié)整的關系為基礎的并建立的短期波動模型.而協(xié)整就是要反映了變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度.若長期關系為：Y1*=α2Y2*+α3Y3*+…+βkYk*，則ECM=Y1,t-1*-α2Y2,t-1*-α3Y3,t-1*-…-βkYk,t-1*，誤差修正模型(ECM)為：

方程中β表示調(diào)整系數(shù)，若β<0反映誤差修正模型是反向的修正作用.誤差修正模型克服了變量差分值與水平值所帶來的信息丟失.短期來看，被解釋變量有短期波動和長期趨勢所決定，波動的大小直接由短期內(nèi)系統(tǒng)對均衡狀態(tài)的偏離程度所決定；從長期看，協(xié)整關系就將不均衡的狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)下.

2.2 指標與數(shù)據(jù)

文章以1990～2010年間安徽省人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結構升級能力兩個樣本值的時間序列數(shù)據(jù)進行建模分析.文中所收集數(shù)據(jù)是來自各年的《安徽省統(tǒng)計年鑒》，其中也有相關數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，下面是對相關指標解釋.人力資本水平的反映我們主要是采用人均受教育年限來反映，用字母X表示.計算方法如下，其中，Xt表示為t年安徽省6歲以上的人均受教育程度，H Eit則說明的是t年第i學歷水平的人數(shù)占統(tǒng)計人數(shù)的比例，hi表示為各個不同學歷層次的受教育年限.其中，i=1，2，3，4，5，分別與大專及以上教育、高中教育、初中教育、小學教育和文盲半文盲一一對應，且把各類受教育程度的平均累計受教育年限分別界定為16年、1 2年、9年、6年和0年.

衡量產(chǎn)業(yè)結構升級的指標主要有兩種：第一種是第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占整個總產(chǎn)值的比重，比重越大，結構轉(zhuǎn)換的速度越迅速，則表明產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度越高.第二種是第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比重.如果比重表現(xiàn)為下降的趨勢，則產(chǎn)業(yè)結構有升級趨勢.本文主要采用第二種指標來分析產(chǎn)業(yè)結構升級，即安徽省第一產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值占整個安徽省的生產(chǎn)總值比重.

表1 1990—2010年安徽省人力資本、產(chǎn)業(yè)結構升級及經(jīng)濟發(fā)展水平的數(shù)據(jù)

3 實證分析

3.1 樣本數(shù)據(jù)的描述性分析

首先在實證分析前，我們要對樣本數(shù)據(jù)進行簡單的描述性分析，這樣可以得到兩組數(shù)據(jù)的時間序列的特性.由于時間序列數(shù)據(jù)容易存在異方差，而消除數(shù)據(jù)的異方差則需要我們的兩個變量取對數(shù)，并分別用LNX，LNY來表示.對兩個變量的平穩(wěn)性考察，需要我們分別做LNX，L N Y及其一階差分的簡略圖，分別由圖1、圖2表示.圖1反映出LNX和LNY都表現(xiàn)為上升的趨勢，則基本表明這兩個時間序列是非平穩(wěn)的.采用一階差分后，圖2表示兩個變量是平穩(wěn)的，是可以建立相關的計量模型.

圖1 數(shù)據(jù)LNX與LNY

圖2 數(shù)據(jù)DLNX與DLNY的差分

3.2 樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

一般而言，宏觀的經(jīng)濟變量多是不平穩(wěn)的，所以需要我們進行平穩(wěn)性檢驗.所謂的平穩(wěn)性檢驗是檢查樣本數(shù)據(jù)是否存在單位根.如果兩個變量序列之間存在單位根，則說明兩變量為非平穩(wěn)序列，反之則表明為平穩(wěn)性序列.本文采用的單位根檢驗主要是ADF檢驗方法，采用Eviews軟件，可以得到如下結果.

從表2中我們可以判斷出LNX和LNY是兩個非平穩(wěn)序列變量.而它們的一階差分變量DLNX、DLNY則是平穩(wěn)性序列，滿足計量模型數(shù)據(jù)的條件.

3.3 變量的協(xié)整檢驗

協(xié)整是經(jīng)濟時間序列變量均衡關系的統(tǒng)計表示.經(jīng)濟學上說兩個各自具有長期波動規(guī)律的經(jīng)濟變量，若他們之間是協(xié)整，則有一種均衡力量，這種均衡力量使這兩個不平穩(wěn)的變量在長期內(nèi)維持一定的比重關系.當然并不是任何兩個變量之間都存在協(xié)整關系，只有當兩變量時同階單整時，才有協(xié)整關系.檢驗協(xié)整關系有很多方法，本文采用Engel-Granger兩步法來進行檢驗，如下：

表2 LNX、LNY、DLNX和DLNY的單位根檢驗

（1）首先建立LNX與LNY的計量回歸模型.假定計量回歸模型為：

利用Eviews軟件得到方程：

（2）檢驗殘差的平穩(wěn).利用回歸得到殘差序列et，對et進行單位根檢驗，結果如表3所示：

表3 殘差的單位根檢驗

從表3中可以看出殘差序列是平穩(wěn)的，也就是說變量序列LNX和LNY是同階（一階）單整，因此說明安徽省的人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在著長期均衡關系.

3.4 誤差修正模型

為了說明力資本水平對于產(chǎn)業(yè)結構的具體影響，建立了安徽省人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構之間的誤差修正模型.將ECM=et作為解釋變量，得到如下的修正模型：

估計方程式為：

可以看出，人力資本水平DLNX的變化必將引起產(chǎn)業(yè)結構升級DLNY的向著相反的方向變化，人力資本水平的提高對產(chǎn)業(yè)結構升級具有明顯的反向影響(-0.9932)，而誤差修正項的系數(shù)則說明了對偏離長期均衡的修正力度，從系數(shù)-0.7722來看，修正的力度還是還是相當大的

4 結論

4.1 當前安徽省的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占安徽省總的生產(chǎn)總值不足40%，所以需要我們調(diào)整三大產(chǎn)業(yè)之間的比例，即促進產(chǎn)業(yè)結構的升級，而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級，投資人力資本是一個很重要的方面.研究表明，安徽省人力資本水平和產(chǎn)業(yè)結構升級之間長期中存在著一定的比例關系.通過上面的計量模型分析顯示安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級的能力關于人力資本水平的長期彈性為-2.1476，即表示人力資本水平每增加1個百分點，從事第一產(chǎn)業(yè)的勞動力人數(shù)占總的勞動力人數(shù)比重就下降2.1476個百分點，這就需要我們加強人力水平的投資，使更多的一產(chǎn)勞動力人數(shù)向二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移.

4.2 促進安徽省產(chǎn)業(yè)結構升級，需要我們不斷降低一產(chǎn)的比重，提高三產(chǎn)的比重，使第一產(chǎn)業(yè)的勞動力能夠解放出來轉(zhuǎn)化到二三產(chǎn)業(yè)中，尤其到第三產(chǎn)業(yè)中.首先，我們必須對廣大的農(nóng)村人員進行進行針對性培訓，鼓勵廣大高素質(zhì)農(nóng)學畢業(yè)生到農(nóng)村基層去，尋求培養(yǎng)農(nóng)業(yè)新人才的途徑，與此同時要積極推進安徽省城市化進程，加大第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而可以容納多余的農(nóng)村剩余勞動力.

4.3 人力資本水平很低，對產(chǎn)業(yè)結構的拉動并不是很有力，通過平均受教育年限我們可以看到，人力資本水平還是比較低的，因此我們要增加人力資本的投資，而投資人力資本的最主要的途徑就是提高人們的受教育年限，大力投資教育，多增加教育經(jīng)費的開支，由于教育的投資水平比較低，因而也就制約了人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻，制約了產(chǎn)業(yè)結構的升級.但是財政收入有限，所以要建立以政府投資為基礎，通過多元化途徑來加大對教育的投入，同時鼓勵社會各界積極對教育事業(yè)進行捐助.

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1673-260 X（2013）10-0060-03