李　君1　陳長瑤2　侯玉珠　王若菲

(1.云南師范大學經濟與管理學院；2.云南師范大學MBA中心；3.云南師范大學旅游與地理科學學院　云南昆明　650500)

1　引言

當前，我國區(qū)域產業(yè)結構轉型升級的方向是推進高端化、信息化、綠色化現(xiàn)代產業(yè)體系，構建開放型和創(chuàng)新型區(qū)域經濟體系。人力資源開發(fā)水平是關系區(qū)域產業(yè)結構轉型升級能否順利進行的重要環(huán)節(jié)。上世紀60年代，現(xiàn)代人力資本理論逐漸形成。人力資本因素引入產業(yè)結構理論的研究成果揭示了人才結構對于產業(yè)發(fā)展的巨大影響。

近年來，一些學者提出了人力資本的“配置能力”“人力資本總量加總度量”以及“人力資本的外部性特征”等理論。這些理論證明提高人力資本有利于加速勞動力資源與產業(yè)結構的匹配和產業(yè)結構升級。一方面，人力資本不斷積累，可以拉大不同產業(yè)部門的利潤率差異，加速生產要素在產業(yè)部門之間的重新配置，促進新產業(yè)結構形成；另一方面，人力資本具有較強的外部性，能提高研發(fā)部門的效率，加快人力資本積累，改變動態(tài)比較優(yōu)勢，不斷催生更先進的產業(yè)，實現(xiàn)產業(yè)結構升級[1]。

LeonidV·Azarnert[2]、Klaus M?ller[3]、Mussarat Khadija Khan[4]、Elsadig Musa Ahmed[5]等西方學者對大量產業(yè)數據進行了實證研究，指出人力資本對經濟增長有促進作用，并把人力資本內化為一種生產要素,構建出新的經濟增長模型。

我國學者對人力資本與產業(yè)結構關系的研究日益增加。潔安娜姆[6]、湯文姬[7]、顏黎明[8]、劉雪嬌[9]等探討了區(qū)域人力資本和產業(yè)結構升級的相互影響；周靜[10]、宮祿堯[11]等對二者之間的關系展開了實證研究。但是目前關于云南省區(qū)域產業(yè)結構與人力資本開發(fā)的研究較少?；谇叭搜芯炕A，本文建立云南省人力資本存量、人力資本內部結構和分布結構與產業(yè)結構升級關系的定量模型，在VAR模型基礎上運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型、脈沖響應和方差分解計量經濟方法，分析人力資本水平對產業(yè)結構升級的影響，以彌補現(xiàn)有研究的不足。

2　研究變量選取與數據來源說明

產業(yè)結構升級(S)：采用產業(yè)結構轉換系數來衡量。借鑒吳國強等人的研究[12],本文采用第二、三產業(yè)產值比重衡量產業(yè)結構升級的速度。該比重越大表明產業(yè)結構轉型升級越快。

人力資本結構(HG和HC)：人力資本分布結構用教育基尼系數衡量?？紤]到收入不可能為零，而最低受教育程度卻可以為零，Thomaseta對教育基尼系數進行改進，公式如下：

其中，HG為教育基尼系數，H為三次產業(yè)從業(yè)人員平均受教育年限，pi和pj分別代表受某層次教育程度從業(yè)人員的比例，yi和yj表示不同教育程度在學校受教育年限數，n為本文劃分的受教育程度等級數。HG的值在0～1之間，其值越大，表明人力資本分布越不平衡。

人力資本的內部結構(HC)是各類受教育程度人口數量比例關系，分別為初等教育、中等教育、高等教育所占的比重。鑒于數據可獲得性，本文采用高等教育所占比重(每年畢業(yè)生數和在校學生數之和)表示人力資本的內部結構。

本文所使用的原始數據來源于《2015云南省統(tǒng)計年鑒》《中國人口統(tǒng)計年鑒》(1996—2006年)、《中國人口與就業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2007—2015年)、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。

3　實證分析與結果檢驗

3.1　初步分析

為研究人力資源開發(fā)對產業(yè)結構升級的影響，本文擬從人力資本分布結構(G)與人力資本存量(H)、人力資本內部結構(HC)兩個角度對產業(yè)結構升級(S)進行實證分析。為避免偽回歸問題，本文首先采用單位根檢驗變量序列的平穩(wěn)性，然后在變量序列都是同階平穩(wěn)的條件下進行Johansen協(xié)整分析，采用ECM模型對變量間短期關系進行研究，并根據格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應和方差分解進一步研究人力資源開發(fā)對產業(yè)結構轉型升級的影響。

3.2　單位根檢驗

傳統(tǒng)模型進行擬合時存在虛假回歸問題。為克服此問題，必須先檢驗各時間序列的平穩(wěn)性。本文所采取的方法是ADF檢驗法。在5%的顯著性水平下，變量接受存在單位根的原假設，均為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列為平穩(wěn)序列，這說明變量均存在一個單位根，為一階單整序列，滿足同階單整的要求，符合協(xié)整檢驗的前提。

表1　單位根檢驗結果

注：基于SIC準則選取滯后期。

3.3　Johansen協(xié)整分析

由單位根檢驗可知，人力資本分布結構(lnG)、人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)、產業(yè)結構升級(lnS)都是一階單整序列，因此可以進一步研究變量之間是否存在長期協(xié)整關系。本文采用Johansen協(xié)整檢驗。首先需要確定協(xié)整檢驗的滯后階數，檢驗的滯后階數通常等于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數減1。本文采用AIC、SC等數種檢驗標準確定最佳的滯后階數。lnG、lnS選擇1作為最優(yōu)滯后期，lnH、lnHC和lnS選擇3作為最優(yōu)滯后期。因此lnG、lnS及l(fā)nH、lnHC和lnS的Johansen協(xié)整檢驗的滯后期間分別為[0，0]、[1，2]。

本文對人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構升級(lnS)選擇原序列沒有確定性趨勢、協(xié)整方程不含截距項的Johansen檢驗，對人力資本存量(lnH)、人力資本結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)選擇原序列沒有確定性趨勢、協(xié)整方程含有截距項的Johansen檢驗，假設None表示沒有協(xié)整關系。檢驗結果顯示：人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構轉型升級 (lnS)跡檢驗統(tǒng)計量為8.01，大于5%顯著性水平的臨界值，并且概率P為0.02(小于0.05)，表明至少存在一個協(xié)整關系；原假設At most1表示最多只有一個協(xié)整關系，此時跡統(tǒng)計量為1.30，小于5%的顯著性水平臨界值，并且P為0.25(大于0.05)，表明存在一個協(xié)整關系，并且對于兩個變量序列最多只存在一個協(xié)整關系；最大特征值檢驗表明不存在協(xié)整關系。由于已有研究表明跡統(tǒng)計量比最大特征值統(tǒng)計量更穩(wěn)健，因此本文基于上述檢驗結果認為人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構升級(lnS)存在長期協(xié)整關系。同理，對人力資本存量(lnH)、人力資本結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)進行Johansen協(xié)整檢驗。檢驗結果顯示：跡統(tǒng)計量表明存在一個協(xié)整關系，最大特征值檢驗表明不存在協(xié)整關系?；谇笆隼碛桑疚耐瑯右咱E檢驗結果為準，認為人力資本存量(lnH)、人力資本結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)存在長期協(xié)整關系。

1)人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構升級(lnS)標準化協(xié)整方程：

lnS=-0.192385lnG

(1)

SE(0.01525)

Log likelihood=92.28943

2)人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)：

lnS=0.087261lnH+0.035327lnHC+4.185122

(2)

SE (0.01118) (0.00190) (0.01964)

Log likelihood= 139.3025

由協(xié)整方程可知：從長期來看，人力資本分布結構(lnG)對產業(yè)結構升級(lnS)存在負向長期協(xié)整關系。lnG和lnS長期彈性系數為-0.19，表明lnG每增加一個百分點，lnS降低0.33。人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)對產業(yè)結構升級(lnS)存在正向的長期協(xié)整關系。lnH、lnHC和lnS長期彈性系數分別為0.09和0.03，表明lnH、lnHC分別增加一個百分點，分別促進lnS增加0.09和0.03，人力資本存量對產業(yè)結構升級的長期影響較大。

3.4　Granger檢驗

Granger因果關系分析是用來分析不同經濟變量之間的因果關系的。由上文平穩(wěn)性檢驗可知，一階差分后的序列是平穩(wěn)性序列，因此本文利用一階差分后的變量進行滯后期為1～3的格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果如表2所示。滯后期為3的時候，在5%顯著性水平下拒絕DlnS不是DlnG的格蘭杰原因，其余滯后期都接受DlnS不是DlnG的格蘭杰原因以及DlnG不是DlnS的格蘭杰原因。如表3所示，不同滯后期均接受人力資本存量(DlnH)、人力資本內部結構(DlnHC)不是產業(yè)結構升級(DlnS)的格蘭杰原因，以及產業(yè)結構升級(DlnS)不是人力資本存量(DlnH)和人力資本內部結構(DlnHC)的格蘭杰原因。檢驗結果表明DlnG、DlnS及DlnH、DlnHC、DlnS之間的關系較弱。究其原因，有兩點：一是差分后序列信息的損失，二是格蘭杰因果關系分析的局限性。因此，變量之間的具體關系有待進一步分析。

表2　Granger因果關系檢驗(lnG和lnS)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%顯著性水平下顯著。

表3　Granger因果關系檢驗(lnH、lnHC和lnS)

3.5　ECM模型

Johansen協(xié)整檢驗表明：人力資本分布結構(lnG)與產業(yè)結構升級(lnS)，人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)與產業(yè)結構升級(lnS)之間均存在長期的協(xié)整關系。但是，在短期內，lnG、lnH和lnHC對lnS是否具有顯著影響，需通過誤差修正模型進行進一步分析。利用OLS回歸方程中殘差項εt，令ECMt等于εt，將人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構升級 (ΔlnS)以及ECMt-1進行OLS回歸，得到誤差修正模型為：

ΔSt=α0+α1ΔGt+α2ECMt-1+εt

(3)

將人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)以及ECMt-1進行OLS回歸，得到誤差修正模型為：

ΔSt=β0+β1ΔHt+β2ΔHCt+β3ECMt-1+εt

(4)

1)lnG和lnS的誤差修正模型。由以上分析可以得到人力資本分布結構(lnG)和產業(yè)結構升級 (lnS)的誤差修正模型，如下所示：

ΔSt=0.004791-0.015572ΔGt-0.360402ECMt-1+εt

(5)

(t)(2.573785)(-0.712387)(-2.452994)

(p)(0.0204)(0.4865)(0.0260)

AD-R2=0.203843,F=3.304305,P= 0.062917, DW= 1.808903

計算結果表明，人力資本分布結構(lnG)的波動由以下因素造成：一是人力資本分布結構(lnG)的短期波動對產業(yè)結構升級 (lnS)有直接影響，但人力資本分布結構(lnG)的短期波動對產業(yè)結構升級 (lnS)的負向影響不顯著。二是誤差修正項對產業(yè)結構升級(lnS)產生短期影響，誤差修正模型中ECMt-1的系數反映了當年相對于上一年產業(yè)結構升級 (lnS)與人力資本分布結構(lnG)偏離長期均衡的糾正程度。模型ECMt-1的系數為負且顯著，符合反向修正機制。產業(yè)結構轉型升級 (lnS)與人力資本分布結構(lnG)偏離長期均衡時，誤差修正項會將二者拉回長期均衡狀態(tài)。

2)lnH、lnHC和lnS的誤差修正模型。由以上分析可以得到人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)的誤差修正模型，如下所示：

ΔSt=-0.002785+0.053589ΔHt+0.069497ΔHCt-0.718562ECMt-1+εt

(6)

(t)(-0.716680)(2.410721)(2.060526)(-2.486616)

(p)(0.4846)(0.0292)(0.0571)(0.0252)

Ad-R2=0.292373,F=3.479046,P= 0.042667,DW= 1.670917

計算結果表明，短期產業(yè)結構升級(lnS)的波動受幾方面因素影響：一是人力資本存量(lnH)和人力資本內部結構(lnHC)的短期改變對產業(yè)結構升級(lnS)有直接影響。短期內，人力資本存量(lnH)和人力資本內部結構(lnHC)的短期改變對產業(yè)結構升級(lnS)至少在10%顯著性水平下具有正向影響，即短期人力資本存量(lnH)和人力資本內部結構(lnHC)改變量越大，產業(yè)結構升級(lnS)變化越大。二是誤差修正項對產業(yè)結構升級(lnS)有短期影響。誤差修正模型中ECMt-1的系數反映當年相對于上一年人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)偏離長期均衡的糾正程度。模型ECMt-1的系數為負且顯著，符合反向修正機制。人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)和產業(yè)結構升級(lnS)偏離長期均衡時，誤差修正項將其拉回長期均衡狀態(tài)。

3.6　脈沖響應分析

脈沖響應函數(IRF)表達的是內生變量對于沖擊的響應，是估計線性系統(tǒng)的一種非參數模型辨識方法。因為傳統(tǒng)的Choleshi分解法的估計結果對變量之間的排序敏感，而廣義脈沖響應函數法不受變量之間排序的影響，因此本文采用廣義脈沖響應函數法。

從圖1可看出，對于人力資本分布結構(lnG)的正向沖擊，產業(yè)結構升級(lnS)一直表現(xiàn)出負向響應狀態(tài)，并會在人力資本分布結構(lnG)受到正向沖擊后的第二個月達到負向響應的最大值(-0.01)，隨后負向響應幅度有所下降。綜合來看，對于人力資本分布結構(lnG)的正向沖擊，產業(yè)結構升級(lnS)呈現(xiàn)出負向響應，這與長期協(xié)整關系分析結果一致，說明人力資本分布(lnG)的變化不僅對當期的產業(yè)結構升級(lnS)具有負向影響，對隨后多期也具有負向影響。從圖2可看出，對于人力資本存量(lnH)的正向沖擊，產業(yè)結構升級(lnS)整體呈現(xiàn)出負向響應，并會在人力資本存量受到正向沖擊后的第5個月達到負向響應的最大值，這與長期協(xié)整分析結果不一致，表明人力資本存量(lnH)對當期產業(yè)結構升級(lnS)具有正向影響，但是從隨后一期開始,產業(yè)結構升級(lnS)未對人力資本存量(lnH)的沖擊產生較為明顯的正向響應。從圖3可看出，對于人力資本內部結構(lnHC)的一個正向沖擊，產業(yè)結構升級(lnS)在受到沖擊之后整體呈現(xiàn)出較為明顯的正向響應，并且在人力資本內部結構(lnHC)受到正向沖擊后第3個月產業(yè)結構升級(lnS)對沖擊的響應幅度最小(0.00)，第5個月達到正向響應的最大值，第7個月之后產業(yè)結構升級(lnS)響應變化幅度較小，但仍呈現(xiàn)正向響應狀態(tài)，這與長期協(xié)整關系分析結果一致。也就是說，人力資本內部結構(lnHC)的正向變化不僅對當期的產業(yè)結構升級(lnS)具有正向的影響，對以后各期也具有正向影響。

圖1　G對S的的脈沖響應

圖2　H對S的脈沖響應　　　　　　　　　　　　　　　　圖3　HC對S的脈沖響應

3.7　方差分解

脈沖響應函數反映每個內生變量對于沖擊的響應，而方差分解用來測度沖擊對各個內生變量的貢獻度和變量間的相互關系。本文接下來分析人力資本分布結構(lnG)、人力資本存量(lnH)與人力資本內部結構(lnHC)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差分解，并分析其預測方差的貢獻度。

從表4可以看出:人力資本分布結構(lnG)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差貢獻率從第1個月至第10個月一直呈現(xiàn)增大趨勢，并在第10個月達到最大值21.48;產業(yè)結構升級(lnS)對自身的預測方差貢獻率一直呈現(xiàn)下降趨勢，在第10個月預測方差的貢獻率達到最小值78.53；人力資本存量(lnH)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差的貢獻率在第1個月至第10個月一直呈現(xiàn)增大趨勢，并在第10個月達到最大值18.28；人力資本內部結構(lnHC)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差的貢獻率在第1個月至第8個月一直呈現(xiàn)增大趨勢，并在第8個月達到最大值3.49，第9個月人力資本內部結構(lnHC)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差的貢獻率有所下降，第10個月又有所回升。綜合來看，在第10個月，人力資本存量(lnH)和人力資本內部結構(lnHC)對產業(yè)結構升級(lnS)的預測方差之和最大，兩者的預測方差貢獻率總共達到21.69;產業(yè)結構升級(lnS)對自身的預測方差貢獻率一直呈現(xiàn)下降趨勢，并于第10個月達到最小值78.31。

表4　方差分解

4　結論與討論

本文基于云南省1995—2014年相關數據研究人力資源開發(fā)對產業(yè)結構轉型升級的影響。本文運用ADF單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、ECM模型估計、脈沖響應和方差分解，得出以下結論：

第一，根據協(xié)整方程知：云南省人力資本分布結構(lnG)、人力資本存量(lnH)、人力資本內部結構(lnHC)與產業(yè)結構轉型升級 (lnS)存在長期的穩(wěn)定關系。lnG每增加一個百分點，lnS降低0.33；lnH、lnHC分別增加一個百分點，分別促進lnS增加0.09和0.04，人力資本存量對產業(yè)結構升級的長期影響較大。

第二，根據誤差修正模型知：(1)人力資本分布結構(lnG)變化將引起產業(yè)結構轉型升級 (lnS)的反向變化。由實證結果可知，人力資本分布結構對產業(yè)結構轉型升級具有負相關影響，即人力資本分布結構越不公平，對產業(yè)結構轉型升級的抑制作用越大。(2)人力資本存量(lnH)變化將引起產業(yè)結構轉型升級 (lnS)同向變化。三次產業(yè)平均受教育年限對產業(yè)結構轉型升級具有正相關影響，人力資本總量越大，產業(yè)結構轉型升級的速度越快。(3)人力資本內部結構(lnHC)變化將引起產業(yè)結構轉型升級(lnS)同向變化。受高等教育人力資源所占比重越大說明高層次人力資源比重越大，對人力資本內部結構優(yōu)化作用也越大。

第三，通過脈沖響應函數和方差分解分析可知：人力資本存量、人力資本分布結構對區(qū)域產業(yè)結構升級貢獻率隨滯后期增大逐漸增大，人力資本內部結構在滯后8期達到最大值。

第四，基于上述結論，筆者進一步分析發(fā)現(xiàn)：在短期內，人力資本內部結構對產業(yè)結構升級的促進作用最大，即高層次人才對產業(yè)結構升級作用顯著。因此，應加強高等教育人才培養(yǎng)工作，推進高層次人才引進工作。從長期看，人力資本存量對產業(yè)結構升級的促進作用最大。因此，應加大人力資本教育和培訓投入、創(chuàng)新人才培養(yǎng)方式，提升人力資源素質和技能。人力資本分布越公平越能促進產業(yè)結構升級，所以應促進區(qū)域人力資本合理流動。本文的產業(yè)結構升級指標選取第二、三產業(yè)所占比重，沒有嚴格區(qū)分傳統(tǒng)工業(yè)和高技術產業(yè)，因此產業(yè)結構指標具有局限性。未來可進一步用高技術產業(yè)產值占工業(yè)產值的比重作為衡量產業(yè)結構升級的指標。

注釋：

①由于一般人力資本和專業(yè)人力資本主要通過接受正規(guī)學校教育產生，因此可以采用勞動力或者全社會的人均受教育年限來表示(姜玉鵬，2009)。

參考文獻：

[1]周海銀. 人力資本與產業(yè)結構升級——基于省際面板數據的檢驗[J]. 東岳論叢,2014,35(9):95-99.

[2]LEONID V, AZARNERT. Free education, fertility and human capital accumulation[J].Journal of Population Economics,2010，23(2)：449-468.

[3]KLAUS M?LLER, RAMIN GAMERSCHLAG, FINN GUENTHER. Determinants and effects of human capital reporting and controlling[J]. Journal of Management Control,2011，22(3)：311-333.

[4]MUSSARAT KHADIJA KHAN. Contribution of female human capital in economic growth: an empirical analysis of Pakistan (1972-2012) [J]. Quality & Quantity，2016， 50(2)：709-728.

[5]ELSADIG MUSA AHMED. Erratum to: ICT and Human Capital Spillover Effects in Achieving Sustainable East Asian Knowledge-Based Economies[J]. Journal of the Knowledge Economy，2017,8(3)：1113.

[6]潔安娜姆.西藏人力資本結構與產業(yè)結構協(xié)同發(fā)展對策分析[J].西藏研究,2011(4):44-47.

[7]湯文姬.基于BSC的資源型企業(yè)產業(yè)結構轉型績效評估體系設計[J].經營管理者,2013(1): 67-70.

[8]顏黎明,謝華興,康忠紅.開發(fā)區(qū)人力資源配置與產業(yè)結構優(yōu)化研究——以泉州經濟技術開發(fā)區(qū)為例[J].價值工程,2015(32):37-39.

[9]劉雪嬌，蔣梅英.西三角經濟區(qū)產業(yè)結構與就業(yè)結構的互動關系研究[J].資源開發(fā)與市場,2016(2):27-30.

[10]周靜.重慶市人力資本與產業(yè)結構調整互動關系研究[D].重慶:西南大學,2009.

[11]宮祿堯,王成軍.人力資源區(qū)域流動的經濟學分析[J].技術與創(chuàng)新管理,2010(2): 22-25.

[12]吳國強,鮑旭輝,李越.人力資本積累、人力資本結構與區(qū)域產業(yè)結構升級的關系——基于VEC模型的實證分析[J].科技和產業(yè),2014(8):67-72.

[13]侯亞非.中國人口文化教育素質分析[J].市場與人口分析,2001(2):41-46.

[14]姜玉鵬.理論與實踐：人力資本理論的系統(tǒng)性研究[M].濟南：山東人民出版社,2009.