付言言

摘 要：本文選取1993年～2014年的陜西省樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建人力資本與陜西省經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的動態(tài)模型，采用VAR模型對基于人力資本視角的陜西省經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量進(jìn)行了動態(tài)研究和分析，檢驗表明，人力資本不僅是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的格蘭杰原因，而且對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提高的貢獻(xiàn)度是不容忽視的。此外，人力資本對陜西省的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量還有一定的沖擊作用。本文針對陜西省人力資本和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量存在的具體問題，提出相應(yīng)的政策和建議，來提高人力資本存量，以促進(jìn)陜西省經(jīng)濟(jì)快速、健康和持續(xù)發(fā)展。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量 人力資本 VAR

中圖分類號：F208 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）08（c）-139-03

1 文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)一直處于高速增長時期，但從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度來看，各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展在各方面都存在明顯的差異，尤其是東西部之間的不平衡更加突出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)了“梯度格局”，在一定程度上阻礙了國民經(jīng)濟(jì)健康、持續(xù)、快速地發(fā)展。知識經(jīng)濟(jì)的時代，技術(shù)、知識和人才成為決定一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)能否在經(jīng)濟(jì)全球化的激烈競爭下獲勝的關(guān)鍵因素，這就取決于其所擁有的人力資本的數(shù)量和質(zhì)量，以及科研水平和創(chuàng)新能力。因此，本文從人力資本視角研究陜西省經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題，為陜西的人力資本投資提供一些建議。

從國外文獻(xiàn)來看，Romer（1990）研究發(fā)現(xiàn)，人力資本存量水平不僅會影響知識的創(chuàng)新能力，還會影響其模仿、吸收與消化新技術(shù)的能力，進(jìn)而來提高技術(shù)進(jìn)步率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，這充分強(qiáng)調(diào)了人力資本存量對經(jīng)濟(jì)增長的重要作用[1]。Mankiw等人（1992）的實證研究表明，要素投入差異在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長，80%以上跨國收入的差異都被用人力資本投入差異所解釋[2]。

從國內(nèi)文獻(xiàn)來看，楊俊等（2007）的研究表明教育結(jié)構(gòu)的不均衡將會阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在差異的主要原因就是教育的不均衡[3]。王小魯，樊綱，劉鵬（2009）認(rèn)為勞動力數(shù)量的簡單擴(kuò)張正在被教育投資所帶來的人力資本存量的提高所替代，在中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長中扮演著越來越重要的角色[4]。魏下海、李樹培（2009）在研究《人力資本、人力資本結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長》一文中論證了人力資本對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的促進(jìn)作用，而人力資本結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長卻存在負(fù)面的影響，人力資本結(jié)構(gòu)越不均衡，經(jīng)濟(jì)水平越低[5]。

2 相關(guān)數(shù)據(jù)分析

本文用全要素生產(chǎn)率的變化來度量經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量（R.M.Solow（1956）的研究表明，技術(shù)進(jìn)步變化引起的實際人均產(chǎn)出的增長就是經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量部分，技術(shù)進(jìn)步變化對人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)越大，經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量越高）和受教育年限的變動來度量人力資本存量的變動。

2.1 經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量——全要素生產(chǎn)率的測量

較高的生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的根本保證，是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的重要組成部分，任保平（2009）認(rèn)為從現(xiàn)有的文獻(xiàn)來看，要素投入是經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動力，而要素生產(chǎn)率的高低直接反映了生產(chǎn)系統(tǒng)中投入產(chǎn)出的效率，所以用全要素生產(chǎn)率作為經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的一個維度有其合理性和客觀性[7]。

從圖1中，我們可以看出，陜西省的全要素增長率逐年提高。經(jīng)濟(jì)的質(zhì)量是指由技術(shù)進(jìn)步的變化引起人均產(chǎn)出的增值的部分，技術(shù)進(jìn)步變化所引起的人均產(chǎn)出的部分增長得越多，就說明經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量越高。這就說明了陜西省的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量有了逐步的提高，但速度相對緩慢。

2.2 人力資本的測量

2.2.1 人力資本存量的測量

本文選用人均受教育年限來表示人力資本，人力資本存量的計算公式：

本文研究的是人力資本，本文設(shè)時間跨度設(shè)為5年。根據(jù)《陜西統(tǒng)計年鑒》（1993-2015年）的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、社會固定總投資K、總就業(yè)人數(shù)L、人力資本存量H，計算出陜西省各年階段的人力資本變動比率和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動比率為表2。

從表2可以看出陜西省人力資本在2007年～2011年最小值為-0.42%，在1999年～2003年達(dá)到最大值3.52%。其變動幅度比較大。而經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動則是從1993年開始先逐漸變大，之后逐年變小，在2001年之后相對穩(wěn)定上升且波動幅度降低。然后在2006年～2010年上升到最大值10.09%，之后逐年變小。

3 人力資本與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的關(guān)系研究

3.1 模型的構(gòu)建

3.1.1 滯后值P的確定

建立VAR模型首先就要確定模型的滯后階數(shù)，在確定VAR模型的滯后階數(shù)時，要遵守兩個原則，模型的滯后階數(shù)要足夠大且需注意滯后階數(shù)越大模型的自由度就越小，因此在選擇其滯后階數(shù)時要綜合考慮，本文根據(jù)AIC、SC最小原則，由表3可確定此VAR模型的最佳滯后階數(shù)為3。

3.1.2 VAR模型的構(gòu)建

VAR模型就是把測算系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。它是處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分析與預(yù)測最容易操作的模型之一，因此近年來VAR模型受到越來越多的經(jīng)濟(jì)工作者的重視。由上面的滯后階數(shù)的檢驗結(jié)果分析得出，此模型的最佳滯后階數(shù)為3，假設(shè)變量

和分別代表經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的變動和人力資本（即和α的時間序列），構(gòu)造二元的VAR（3）模型，如公式所示。

3.2 相關(guān)性檢驗

為了避免偽回歸問題，在檢驗變量間協(xié)整關(guān)系之前，先檢驗各個時間序列的平穩(wěn)性，本文利用ADF檢驗方法和計量工具Eviews6.0進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，時間序列α和時間序列σ是小概率事件，因此拒絕存在單位根的原假設(shè)，即這兩個時間序列是平穩(wěn)性序列。則可直接建立無約束的VAR（3）模型并且模型的所有模根都小于1，即都位于單位圓內(nèi)，則表明本文所設(shè)定的VAR模型是穩(wěn)定的。

3.2.1 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗實質(zhì)上就是檢驗一個變量X的滯后變量是否可以引入到變量Y方程中，如果一個變量Y受到變量X的滯后影響，則就可以說“ Y是由 X Granger引起的”。用Y、X分別表示時間序列

經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量比率和α人力資本的變動，對時間序列和α進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表4所示。

由表4中的檢驗結(jié)果可知，在5%的顯著水平上，人力資本的變動比率是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動比率的Granger原因，而經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動比率不是人力資本變動的Granger原因。

3.2.2 人力資本與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的脈沖反應(yīng)曲線

VAR模型是一種非理性的模型，它分析的是模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，即計算變量間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，是考慮擾動項的影響是如何傳播到各個變量的。根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)的原理我們可以得出，變量Y對變量X的沖擊作用如圖2所示。

由變 量Y對變量X的脈沖反應(yīng)圖可以看出，人力資本的變動對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的變動既有正向的沖擊作用，也有反向的沖擊作用。開始時的沖擊是0，從第三期開始有正向沖擊作用且正沖擊達(dá)到最大，在第二期負(fù)向沖擊達(dá)到最大，第四期之后沖擊相對平緩。這表明人力資本變動對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動的作用具有一定的滯后性，且反應(yīng)的方向不定。

3.2.3 差分分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動項的相對重要的信息。人力資本的變動沖擊對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動的貢獻(xiàn)率如圖3所示。

由圖3的差分分解圖可以看出，不考慮經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量本身的貢獻(xiàn)率，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是從第一期就開始逐漸增加，在第六期達(dá)到最大值42%左右，這足以說明人力資本的變動對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的貢獻(xiàn)率也是不容忽視的，人力資本可以通過多種機(jī)制來影響經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，因此，陜西省政府一定要重視人力資本的投資變動進(jìn)而來提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。

4 實證的結(jié)論

本文通過對陜西省經(jīng)濟(jì)質(zhì)量和人力資本的現(xiàn)狀分析，并運用向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)對人力資本和經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的相關(guān)性進(jìn)行了實證檢驗，總結(jié)出以下幾個結(jié)論。

（1）從相關(guān)性檢驗中的格蘭杰檢驗結(jié)果知道，人力資本存量的變動是引起經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動的格蘭杰原因，這就說明了人力資本的變動可以引起經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的變動。

（2）從差分分解圖可以看出，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的貢獻(xiàn)率達(dá)到42%左右，說明陜西省經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量與陜西省人力資本的水平有很大的相關(guān)性，因此，陜西省人力資本存量的高低與陜西省經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的高低有著密切的聯(lián)系，且隨之增加而增加，降低而降低。

（3）從人力資本對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的脈沖反應(yīng)曲線圖中可以看出，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量有一定的沖擊作用，且在第三期的正沖擊達(dá)到最大，在第二期負(fù)向沖擊作用達(dá)到最大，第四期之后沖擊作用相對平緩。這表明人力資本的變動對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量變動的作用具有一定的滯后性，且反應(yīng)的方向不定。

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