朱慧吉

（華東政法大學(xué) 商學(xué)院，上海 201600）

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)步入增速放緩和結(jié)構(gòu)調(diào)整，如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為地方政府追求的目標(biāo)。國內(nèi)外對經(jīng)濟(jì)增長的研究不勝枚舉，大多是建立在數(shù)學(xué)模型的基礎(chǔ)上研究對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響的因素。盡管中國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得顯著成效，但對人力資本、物質(zhì)資本的投入沒有達(dá)到協(xié)調(diào)的狀態(tài)，而只有人力資本投入與物質(zhì)資本投入之間達(dá)到協(xié)調(diào)發(fā)展的狀態(tài)，才能更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。近些年來，粗放的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式已不再適用，此時人力資本與物質(zhì)資本的主導(dǎo)作用也凸顯出來。江蘇省是長江經(jīng)濟(jì)帶上產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)最好、經(jīng)濟(jì)實(shí)力最強(qiáng)的省份之一，經(jīng)濟(jì)實(shí)力雄厚，尤其是制造業(yè)領(lǐng)先全國。所以，著重研究江蘇省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展顯得尤為重要。因此，基于此研究二者對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)機(jī)制，對于促進(jìn)江蘇省經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在很好的借鑒意義。采用VAR模型，以數(shù)理方式定量分析江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，有效彌補(bǔ)了當(dāng)前在該領(lǐng)域?qū)W術(shù)空白點(diǎn)。通過采用江蘇1988-2018年序列開展理論研究和實(shí)證研究，進(jìn)而提出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

縱觀當(dāng)前研究成果，可以從三個層面開展學(xué)術(shù)分析：一是人力資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。目前國內(nèi)外已有大量文獻(xiàn)研究人力資本與經(jīng)濟(jì)增長相互聯(lián)系并做了完整的分析。Schultz[1]（1961）指出了人力資本的學(xué)術(shù)概念，首次引發(fā)了該領(lǐng)域的研究熱潮，因?yàn)樗状瓮ㄟ^分析人力資本與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的聯(lián)系，論證了人力資本對國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。Uzawa等[2]（1965）對給予各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異比較，引入了人力資本這一關(guān)鍵要素。Lucas[3]（1988）提出人力資本的溢出作用能使經(jīng)濟(jì)的規(guī)模收益達(dá)到遞增，且其對增長不僅存在外在成效，還存在內(nèi)在成效。Mankiw et al.[4](1992)指出，在經(jīng)濟(jì)不斷推進(jìn)過程中，人力資本起了主導(dǎo)性的作用，也是跨國之間收入不同的強(qiáng)有力釋明。He Q[5]（2018）根據(jù)熊彼得增長模型，驗(yàn)證了在規(guī)模報酬不變的前提下，若不考慮融資約束，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的推動作用。我國學(xué)術(shù)界對兩者的相互聯(lián)系也做了大量的分析，胡永遠(yuǎn)[6]（2003）運(yùn)用計量模型對人力資本進(jìn)行了估計，發(fā)現(xiàn)從長期來看，其并不能一直對經(jīng)濟(jì)增長有推動效果。姚先國等[7]（2008）研究得出提高教育程度可以作用于我國區(qū)域發(fā)展差別，但是其解釋力有限，資本積累仍然是區(qū)域發(fā)展差別的重要原因。朱承亮等[8]（2011）采用數(shù)理方式分析得到，其對經(jīng)濟(jì)增長效率的改善具有積極的作用效應(yīng)，并且其投資效應(yīng)具有時滯效果。周惠民等（2013）根據(jù)擴(kuò)展的耦合理論框架研究得到，中國1982-2011年間的兩者存在低效應(yīng)的協(xié)調(diào)耦合關(guān)系。薛繼亮（2013）基于尼爾森-菲爾普斯理論框架研究發(fā)現(xiàn)，人力資本是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)動力。孫嘉尉等（2014）研究得出健康以及教育人力資本有利于實(shí)現(xiàn)對其一定的促進(jìn)作用。鄧翔等（2019）采取中國282個城市序列數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)兩者的聯(lián)系呈現(xiàn)“倒U型”。

二是物質(zhì)資本與經(jīng)濟(jì)增長存在的聯(lián)系。Heckman[9]（2005）指出我國物質(zhì)資本與人力資本的比值高于世界一般水平。鐘德華等[10]（2008）通過對1978年至2004年四川地區(qū)資本投資、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長之間聯(lián)系的研究，發(fā)現(xiàn)資本存量的進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)動力，也是四川省發(fā)展差距的主導(dǎo)原因。許妮婭等[11]（2018）采用回歸分析方法，驗(yàn)證得出物質(zhì)資本在中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中占有主導(dǎo)作用，且貢獻(xiàn)率達(dá)到80%。

三是人力資本、物質(zhì)資本與經(jīng)濟(jì)增長。Fleisher[12]等（1997）的研究表明，人力資本和物質(zhì)資本在長期如果不能合理配置將阻礙物質(zhì)資本發(fā)揮作用，相反，如果配置得當(dāng)將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長且消除社會不平等現(xiàn)象。孫敬水等[13]（2007）通過構(gòu)建VAR模型、長期以及短期VAR模型和分析得出三者之間在長期存在均衡關(guān)系，但人力資本主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果高于物質(zhì)資本。孟望生[14]等（2015）根據(jù)中國2001-2011年的省級面板序列，證實(shí)了人力資本、物質(zhì)資本及制度變遷的總量不同會對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有遞減效果，其結(jié)構(gòu)不同對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具備逆向遞增效果。馬紅旗等[15]（2016）關(guān)注到人力資本與物質(zhì)資本具備的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性和互補(bǔ)性，建立CES方程估算出物質(zhì)資本與各類不同程度的勞動力替代效果。任韜等[16]（2020）研究發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)資本投入不足與物質(zhì)資本投入過度出現(xiàn)在不同的重點(diǎn)行業(yè)，如果調(diào)整之間的投入比例，將有效推動行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

以上研究表明，對于現(xiàn)有的文獻(xiàn)，大多數(shù)學(xué)者的研究是在全國層面上，但對具體省份的研究相對較少。并且，現(xiàn)有文獻(xiàn)分析重點(diǎn)在于建立單方程理論框架開展研究，但研究結(jié)果只是釋明某序列在一方向上對另一序列的影響，而不能反映變量之間的相互作用?；谝陨蠁栴}，立足于江蘇省的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀，將人力資本、物質(zhì)資本與經(jīng)濟(jì)增長三者放到一個分析框架中研究。根據(jù)江蘇省1988-2018年的數(shù)據(jù)建立了向量自回歸模型（VAR）來分析人力資本、物質(zhì)資本與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響聯(lián)系。

三、實(shí)證分析

（一）理論模型

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

因?yàn)椴捎梅瞧椒€(wěn)時間序列數(shù)據(jù)建?？赡軙霈F(xiàn)“偽回歸”問題，以此會導(dǎo)致錯誤的檢驗(yàn)結(jié)果。為減少出現(xiàn)“偽回歸”情況，使用ADF方法對原變量的穩(wěn)定性進(jìn)行衡量。該檢驗(yàn)公式如下：

其中εt為白噪聲，原假設(shè)H0:ρ=1，表示序列Y有一個單位根，所得到的結(jié)論是其不穩(wěn)定。而當(dāng)計算樣本數(shù)據(jù)中F統(tǒng)計量時，若F值高于臨界值，則該實(shí)證結(jié)論是否定原假設(shè)，表示原序列Y是平穩(wěn)序列，反之則表示原序列為非平穩(wěn)序列。

2.格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)軐?shí)證檢驗(yàn)變量之間影響方向，如下公式所示為一般格蘭杰因果檢驗(yàn)公式。下式中t表示時間，k表示變量最大滯后量，表示模型中隨機(jī)擾動項(xiàng)，基于此模型建立Y、lnX1、lnX2、lnX3和lnX4的格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>

3.VAR模型

VAR模型把需要研究的變量內(nèi)置化，并確定其滯后值以分析各變量之間的動態(tài)關(guān)系。用此模型可以反映單變量變化對系統(tǒng)內(nèi)部其他變量的沖擊影響，以此準(zhǔn)確刻畫變量之間的關(guān)系。VAR模型公式如下：，其中t=1，2，…，T，Yt為k維內(nèi)生列向量，xt為n維外生變量，p為滯后階數(shù)，而Φ1，Φ2，Φ3，…，Φp和D為需要估計的系數(shù)矩陣，εt是k為擾動項(xiàng)。在建立VAR分析前，應(yīng)使用AIC和SC等法則指定最好的滯后階數(shù)，再次通過穩(wěn)定性分析，以此確定是否適合構(gòu)建VAR模型。假設(shè)存在VAR（2）模型：

主要通過迭代方法實(shí)現(xiàn)脈沖響應(yīng)分析，當(dāng)ε10=1，ε20=0時，通過迭代可以得到X0，X1，X2，… 和Y0，Y1，，Y2，…，以上數(shù)據(jù)均通過X沖擊所引起的X和Y的響應(yīng)序列。同時，當(dāng)ε10=0，ε20=1時，可得到相應(yīng)沖擊反映函數(shù)。

（二）指標(biāo)的選取

人力資本受到教育、醫(yī)療等多重因素的作用，但教育是其主要因素，所以選取高校在校生占總?cè)藬?shù)的比重作為人力資本的指標(biāo)。物質(zhì)資本選用實(shí)際固定資本投入總額，經(jīng)濟(jì)增長的變量則是實(shí)際人均GDP?；谶@三個變量指標(biāo)，建立VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究。

（三）數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可得和有效性，所使用的為1988-2018年江蘇省的數(shù)據(jù)，均來自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)和江蘇統(tǒng)計年鑒。

（四）VAR模型的構(gòu)建

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了一定程度上減少隨機(jī)誤差項(xiàng)對實(shí)證回歸的影響，首先對數(shù)據(jù)開展處理對數(shù)化工作，從而避免潛在的異方差客觀因素干擾，對HC、PC、GDP取對數(shù)處理后分別記為LNHC、LNPC、LNGDP。因?yàn)椴扇》瞧椒€(wěn)數(shù)據(jù)建?？赡軙a(chǎn)生“偽回歸”問題，這將使得出錯誤的測試結(jié)論。為了減少“偽回歸”的發(fā)生，使用ADF方法來測量原始變量的穩(wěn)定性。文章實(shí)證研究借助于Eviews 9.0軟件，該檢驗(yàn)公式如下：

其中t為白噪聲，原假設(shè)H0:ρ=1，表示序列Y有一個單位根，所得到的結(jié)論是其不穩(wěn)定。而當(dāng)計算樣本數(shù)據(jù)中F統(tǒng)計量時，若F值高于臨界值，則該實(shí)證結(jié)論是否定原假設(shè)，表示原序列Y是平穩(wěn)過程，反之則表示原序列為非平穩(wěn)過程。對三組數(shù)據(jù)開展平穩(wěn)性測驗(yàn)以確保為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

從表1可知，對變量對數(shù)分析過后得到的LNGDP在5%程度上否定原猜測，表示原來的序列不平穩(wěn)，但一階差分處理過后得到的是穩(wěn)定序列。而LNHC，LNPC表示為平穩(wěn)序列。對此，考慮到原序列數(shù)據(jù)不是同階單整情況，因此不可開展協(xié)整研究，而采取格蘭杰因果檢驗(yàn)測驗(yàn)是否適合構(gòu)建VAR模型。

2.確定最優(yōu)滯后階數(shù)

表2 最優(yōu)滯后階數(shù)

由表2所示，F(xiàn)PE、AIC、SC和HQ準(zhǔn)則表示最優(yōu)滯后階數(shù)為5，而LR表示最優(yōu)滯后階數(shù)為4，根據(jù)法則最多確定原則，本文建立VAR（5）模型。為實(shí)證分析在VAR（5）模型中序列相互是否有因果聯(lián)系，采取格蘭杰方法分析兩兩存在的聯(lián)系。

3.Granger因果檢驗(yàn)

表3 Granger因果檢驗(yàn)

由表3所示，Granger因果測試得出，人力資本、物質(zhì)資本都是經(jīng)濟(jì)增長的雙向格蘭杰因素，人力資本也是物質(zhì)資本的雙向格蘭杰因素，可以進(jìn)一步進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

4.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采用序列LNHC、LNPC、DLNGDP的數(shù)據(jù)建立VAR模型。根據(jù)AIC和SC最小原則，經(jīng)過不斷測驗(yàn)法子按最優(yōu)滯后期限為五階。采用AR根開展測試，如圖1所示，分析中單位根都落在單位圓范圍中，因此是穩(wěn)定的VAR模型從而確定能夠開展下一步研究。

圖1 模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

5.脈沖響應(yīng)分析

下面用脈沖響應(yīng)函數(shù)，對三者存在的聯(lián)系開展研究。采取Eviews 9.0程序，分別對LNHC、LNPC進(jìn)行1單位沖擊，所得出的脈沖響應(yīng)圖像如圖2所示，橫軸體現(xiàn)為各期數(shù)值，縱軸體現(xiàn)為對自變量沖擊作出的反映圖像。

圖2 DLNGDP對LNHC的脈沖響應(yīng)

從圖2可以看出，對VAR（5）模型，給定1單位人力資本LNHC沖擊，人均GDP有正向波動，從第1期延續(xù)到第4期，在第4期達(dá)到最大值。隨后出現(xiàn)下跌趨勢，到6期時實(shí)現(xiàn)最低點(diǎn)。然后，又反彈，如此波動。短期內(nèi)，由于科技水平低，人力資本沒有被充分發(fā)揮等原因，導(dǎo)致人力資本的投入對江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的作用反而是負(fù)向的。但長期來看，人力資本對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動效果還是比較明顯的。

圖3 DLNGDP對LNPC的脈沖響應(yīng)

從圖3可以得到，給定物質(zhì)資本LNPC一單位沖擊后，人均GDP出現(xiàn)顯著負(fù)向變動，在第二期實(shí)現(xiàn)最小值，而后又上升，在4期實(shí)現(xiàn)最高點(diǎn)，然后又出現(xiàn)負(fù)向波動，波動幅度逐漸減小。之后，又隨著期數(shù)顯著增大。由此可知，相比于人力資本，物質(zhì)資本對經(jīng)濟(jì)增長的影響更加趨于平緩，因?yàn)槎唐谝揽课镔|(zhì)資本投入實(shí)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長是粗放型發(fā)展模式。所以，從遠(yuǎn)期觀測可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長還是有賴于人力資本的主導(dǎo)作用。

6.方差分解模型分析

脈沖響應(yīng)方程展現(xiàn)了內(nèi)生序列對VAR中其他內(nèi)生序列的影響。為了研究每種序列沖擊貢獻(xiàn)度并評估不同序列沖擊的規(guī)范度，需要構(gòu)建方差分解方程進(jìn)一步研究。選擇30個周期作為滯后周期對DLNGDP進(jìn)行方差分解。

圖4 DLNGDP方差分解

結(jié)果顯示，人均GDP的波動53.4%由自身解釋，0-25%由人力資本解釋，0-21.5%由物質(zhì)資本解釋。由此可知，江蘇省經(jīng)濟(jì)增長具有很強(qiáng)的自身帶動性，人力資本和物質(zhì)資本在一定程度上解釋了江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長。與人力資本相比，物質(zhì)資本貢獻(xiàn)度偏小。

四、結(jié)論及政策建議

（一）主要結(jié)論

基于向量自回歸（VAR）模型分析人力資本、物質(zhì)資本對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用，并將范圍鎖定在江蘇省。通過分析江蘇省1988-2018的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，短期內(nèi)，物質(zhì)資本的投資對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向的影響，但長期來看，兩者共同促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是江蘇省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主導(dǎo)原因。想要穩(wěn)步推進(jìn)江蘇省經(jīng)濟(jì)的增長，必須將二者有機(jī)結(jié)合，盡可能達(dá)到最優(yōu)組合。

（二）政策建議

由數(shù)理研究實(shí)證得出，相比較于物質(zhì)資本的投資，人力資本的投資的回報期是比較長的，但是人力資本的收益率往往高于物質(zhì)資本投資，人力資本的回報具有極強(qiáng)的正外部性。

從長期來看，投資人力資本是較優(yōu)的決策。相比于其他發(fā)達(dá)國家的教育水平，我國還存在一定差距，要加快普及農(nóng)村基礎(chǔ)教育，提升欠發(fā)達(dá)地區(qū)勞動力培養(yǎng)水平，促進(jìn)提升全民受教育期限和人力資本總量。轉(zhuǎn)變投資方向和比例，提升教育投資的比例，特別是高等教育與研發(fā)投入。

從短期來看，適當(dāng)?shù)奈镔|(zhì)資本投資，例如新基建和各類創(chuàng)新技術(shù)的投入，是完全有必要的。鼓勵和扶持科學(xué)技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，積極促進(jìn)信息技術(shù)與產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展，大力培育新興產(chǎn)業(yè)。我們需要防止的是重視一方投入而輕視另一方投入的政策陷阱。