摘 要 通過運(yùn)用時間序列經(jīng)濟(jì)計量技術(shù)對1978—2010年安徽省人力資本存量與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明，安徽省人力資本存量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著一定的因果關(guān)系和長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。安徽省人力資本存量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)并不顯著。

關(guān)鍵詞 安徽省 人力資本存量 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

一、引言

20世紀(jì)60年代，自美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨和貝克爾創(chuàng)立人力資本理論以來，人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系問題逐漸成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)。近年來，我國學(xué)者也進(jìn)行許多有益的探索。李輝，白志棟（2007）運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法對寧夏回族自治區(qū)人力資本發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果證明寧夏人力資本存量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是高度正相關(guān)的，開發(fā)和提升人力資本存量對寧夏經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速發(fā)展具有決定性作用；王方方，苗長虹，李雪芬（2007）運(yùn)用SPSS軟件對河南省1978——2005年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出結(jié)論：人力資本對河南省經(jīng)濟(jì)增長是具有較強(qiáng)外部效應(yīng)的，河南省人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低；趙興蘭（2009）運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對我國人力資本投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：固定資產(chǎn)投資和人力資本存量每增加一個百分點(diǎn)，GDP就會分別增加0.215和2.381個百分點(diǎn)，所以人力資本投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于物質(zhì)資本投資；陳燦平（2009）通過構(gòu)建以經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生理論模型為基礎(chǔ)的ECM模型，發(fā)現(xiàn)人力資本存量對經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)，其中人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的長期促進(jìn)作用微弱，在短期人力資本也比不上物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用，因此認(rèn)為我國仍然處于投資拉動型經(jīng)濟(jì)增長階段。

安徽省作為正在崛起的中部大省，人力資本在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮的作用越來越大，研究人力資本存量與其經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系問題對于促進(jìn)安徽省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文鑒于國內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究成果，用計量和實(shí)證的方法對安徽省人力資本存量和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了深入的研究。

二、安徽省人力資本存量與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)的采集和處理

1、安徽省人力資本存量的采集

人力資本投資的方式主要有兩種——健康和教育。然而由于健康投資的相關(guān)統(tǒng)計資料不健全，本文主要研究的是通過教育投資形成的人力資本存量，所以本文主要以教育投資的相關(guān)數(shù)據(jù)來間接描述安徽省的人力資本存量水平。本文采用受教育年限法對安徽省的人力資本存量進(jìn)行計算，計算公式如下：

其中，ht為安徽省t年的人力資本總存量；lt為安徽省t年的總?cè)丝冢籰it為t年第i學(xué)歷水平的勞動力數(shù)量；hi為第i學(xué)歷水平的受教育年限。本文將安徽省勞動力的受教育程度分為以下幾種情況：文盲（含半文盲）、小學(xué)、初中、高中（含中專）、大學(xué)（大專及以上）。其中，l1t代表文盲的勞動力數(shù)量，ht為2年，相當(dāng)于部分勞動力受過一定的教育；l2t代表小學(xué)程度的人數(shù)，h2為6年；l3t代表初中程度的人數(shù)，h3=h2+3=9，即h3為9年；l4t代表高中（含中專）程度的人數(shù)，h4=h3+3=12，h4為12年；l5t為大學(xué)（大專及以上）程度的勞動力數(shù)量，h5=h4+4=16，h5為16年。

本文建立的實(shí)證分析模型選取了安徽省1978—2010年的數(shù)據(jù)，由于現(xiàn)有的統(tǒng)計年鑒中沒有完整的對應(yīng)于每個學(xué)歷水平的勞動力數(shù)量數(shù)據(jù)，只有7次人口普查才有相關(guān)的統(tǒng)計資料，所以除1982年、1990年、1995—1997年、2000年、2005年、2010年數(shù)據(jù)是來自安徽省人口普查外，其他年份的數(shù)據(jù)都是由線性內(nèi)插得來的估計數(shù)據(jù)。整理得到安徽省歷年人力資本存量數(shù)據(jù)如 表1：

表1 歷年安徽省人力資本存量

2、安徽省經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)數(shù)據(jù)的采集

從安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長水平的角度，本文選取安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)（上年=100）作為衡量安徽省經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)。

數(shù)據(jù)均來自于安徽省統(tǒng)計信息網(wǎng)和安徽省歷年統(tǒng)計年鑒。

（二）安徽省人力資本存量和經(jīng)濟(jì)增長的變動趨勢

本文用H，GDPZS分別表示安徽省人力資本存量和安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)。根據(jù)圖1—4，1978—2010年，安徽省人力資本存量和安徽省經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)都是有截距的，安徽省人力資本存量H呈持續(xù)增長趨勢，安徽省經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)GDPZS呈隨機(jī)變動趨勢。取一階差分以后兩者都呈隨機(jī)變動趨勢。

圖1 安徽省人力資本存量 圖2 安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值 變動 指數(shù)變動

圖3 安徽省人力資本存量 圖4 安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值

一階差分變動 指數(shù)一階差分變動

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了考察各變量是否具有平穩(wěn)性，本文利用ADF方法對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

結(jié)果如表2所示。由于H和GDPZS的原水平序列ADF值的P值都大于0.10，在10%的顯著性水平下都是不顯著的，而一階差分后的ADF值的P值都小于0.01，在1%的顯著性水平上顯著。所以H和GDPZS的原序列都是非平穩(wěn)的，且都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的條件，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 變量的單位根ADF檢驗(yàn)結(jié)果

注：（1）ADF檢驗(yàn)的臨界值來自軟件EVIEWS6.0；（2） 檢驗(yàn)形式中的c 和t 表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)， k表示滯后期數(shù)（EVIEWS6.0自動生成的）。

（四）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是指如果兩個（ 或兩個以上） 的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。目前協(xié)整檢驗(yàn)主要有兩種方法：一是Engle和Granger提出的兩階段回歸分析法，二是Johansen和Juselius提出的基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗(yàn)。本文選用Johansen和Juselius提出的方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)前，在無約束VAR模型條件下，依據(jù)LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ等多種檢驗(yàn)準(zhǔn)則，得出VAR模型的最佳滯后階數(shù)。由于樣本容量較大，EVIEWS本身給出了最大滯后階數(shù)為8的計算結(jié)果，通過逐一檢驗(yàn)，在5%的顯著水平下，最終確定該模型最佳滯后階數(shù)為1。表3為滯后階數(shù)從0到5所對應(yīng)的各檢測值。

表3 水平VAR模型的最佳滯后階數(shù)結(jié)果

注：*代表在5%顯著性水平上顯著。

在最佳滯后階數(shù)為1的條件下，檢驗(yàn)結(jié)果如 表4：

表4 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：*代表在5%顯著性水平上拒絕零假設(shè)。

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從長期來看，安徽省人力資本存量H與安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)GDPZS之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（五）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，由于H和GDPZS之間具有協(xié)整關(guān)系，故可對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如 表5：

表5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Granger 檢驗(yàn)結(jié)果表明，在顯著性水平 =0.05下，滯后長度為1滯后長度為1到4時，H不是GDPZS的Granger因，GDP也不是人力資本存量的Granger因。安徽省人力資本存量不是安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)的決定因素，安徽省人力資本存量不顯著影響安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)的變化；安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)也不是安徽省人力資本存量的決定因素，安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)也不顯著影響安徽省人力資本存量。同時也說明安徽省人力資本存量和安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間不存在顯著的因果關(guān)系。

三、結(jié)論和對策

第一，根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，盡管安徽省的人力資本存量和經(jīng)濟(jì)增長時間序列都是不平穩(wěn)的，但是安徽省人力資本存量和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

第二，根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，1978—2010年，在滯后1期—4期時，安徽省的人力資本存量不是安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值的Granger因，安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值也不是安徽省人力資本存量的Granger因。這表明安徽省人力資本存量和安徽省地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在顯著的Granger因果關(guān)系。

因此，安徽省人力資本存量在安徽省經(jīng)濟(jì)增長過程中發(fā)揮的作用并不顯著?？赡茉蚴牵海?）人力資本流動不暢，人力資本的配置是缺乏效率的。（2）大學(xué)生就業(yè)難，許多高學(xué)歷的人力資本從事著簡單勞動，隱形的浪費(fèi)人力資本存量現(xiàn)象的廣泛存在。

安徽要崛起，不僅要加大對人力資本投資的力度，更要注重人力資本的使用和配置，充分發(fā)揮人力資本存量對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效應(yīng)，促進(jìn)安徽省經(jīng)濟(jì)增長。因此，要推動安徽省經(jīng)濟(jì)增長，還應(yīng)該重視人力資本的使用和配置，創(chuàng)造一個有利于人力資本充分流動的經(jīng)濟(jì)和法律環(huán)境，充分發(fā)揮人力資本存量在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，提高人力資本存量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

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作者簡介：徐 翔（1988-），男（漢），安徽巢湖人，重慶理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院碩士研究生，研究方向：勞動經(jīng)濟(jì)理論與政策