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(zhǎng)質(zhì)量的動(dòng)態(tài)模型，采用VAR模型對(duì)基于人力資本視角的陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行了動(dòng)態(tài)研究和分析，檢驗(yàn)表明，人力資本不僅是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的格蘭杰原因，而且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提高的貢獻(xiàn)度是不容忽視的。此外，人力資本對(duì)陜西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量還有一定的沖擊作用。本文針對(duì)陜西省人力資本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在的具體問(wèn)題，提出相應(yīng)的政策和建議，來(lái)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(zhǎng)質(zhì)量 人力資本 VAR

中圖分類(lèi)號(hào)：F208 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2017）08（c）-139-03

1 文獻(xiàn)綜述

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)一直處于高速增長(zhǎng)時(shí)期，但從區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的角度來(lái)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(guó)民經(jīng)濟(jì)健康、持續(xù)、快速地發(fā)展。知識(shí)經(jīng)濟(jì)的時(shí)代，技術(shù)、知識(shí)和人才成為決定一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)能否在經(jīng)濟(jì)全球化的激烈競(jìng)爭(zhēng)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(zhǎng)質(zhì)量問(wèn)題，為陜西的人力資本投資提供一些建議。

從國(guó)外文獻(xiàn)來(lái)看，Romer（1990）研究發(fā)現(xiàn)，人力資本存量水平不僅會(huì)影響知識(shí)的創(chuàng)新能力，還會(huì)影響其模仿、吸收與消化新技術(shù)的能力，進(jìn)而來(lái)提高技術(shù)進(jìn)步率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，這充分強(qiáng)調(diào)了人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用[1]。Mankiw等人（1992）的實(shí)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(zhǎng)，80%以上跨國(guó)收入的差異都被用人力資本投入差異所解釋[2]。

從國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)來(lái)看，楊俊等（2007）的研究表明教育結(jié)構(gòu)的不均衡將會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，中國(guó)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(dòng)力數(shù)量的簡(jiǎn)單擴(kuò)張正在被教育投資所帶來(lái)的人力資本存量的提高所替代，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)中扮演著越來(lái)越重要的角色[4]。魏下海、李樹(shù)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(zhǎng)》一文中論證了人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的促進(jìn)作用，而人力資本結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量（R.M.Solow（1956）的研究表明，技術(shù)進(jìn)步變化引起的實(shí)際人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量部分，技術(shù)進(jìn)步變化對(duì)人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)越大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量越高）和受教育年限的變動(dòng)來(lái)度量人力資本存量的變動(dòng)。

2.1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量——全要素生產(chǎn)率的測(cè)量

較高的生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的根本保證，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lái)看，要素投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)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(zhǎng)質(zhì)量的一個(gè)維度有其合理性和客觀(guān)性[7]。

從圖1中，我們可以看出，陜西省的全要素增長(zhǎng)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(zhǎng)得越多，就說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量越高。這就說(shuō)明了陜西省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量有了逐步的提高，但速度相對(duì)緩慢。

2.2 人力資本的測(cè)量

2.2.1 人力資本存量的測(cè)量

本文選用人均受教育年限來(lái)表示人力資本，人力資本存量的計(jì)算公式：

本文研究的是人力資本，本文設(shè)時(shí)間跨度設(shè)為5年。根據(jù)《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》（1993-2015年）的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、社會(huì)固定總投資K、總就業(yè)人數(shù)L、人力資本存量H，計(jì)算出陜西省各年階段的人力資本變動(dòng)比率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)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(dòng)幅度比較大。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)則是從1993年開(kāi)始先逐漸變大，之后逐年變小，在2001年之后相對(duì)穩(wěn)定上升且波動(dòng)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(zhǎng)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(shí)，要遵守兩個(gè)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(shí)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(cè)算系統(tǒng)中的每一個(gè)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(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到有多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。它是處理多個(gè)相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)分析與預(yù)測(cè)最容易操作的模型之一，因此近年來(lái)VAR模型受到越來(lái)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(yàn)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(zhǎng)質(zhì)量的變動(dòng)和人力資本（即和α的時(shí)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(yàn)

為了避免偽回歸問(wèn)題，在檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系之前，先檢驗(yàn)各個(gè)時(shí)間序列的平穩(wěn)性，本文利用ADF檢驗(yàn)方法和計(jì)量工具Eviews6.0進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，時(shí)間序列α和時(shí)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(gè)時(shí)間序列是平穩(wěn)性序列。則可直接建立無(wú)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(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上就是檢驗(yàn)一個(gè)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(gè)變量Y受到變量X的滯后影響，則就可以說(shuō)“ Y是由 X Granger引起的”。用Y、X分別表示時(shí)間序列

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量比率和α人力資本的變動(dòng)，對(duì)時(shí)間序列和α進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

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

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

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(shí)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，即計(jì)算變量間的脈沖響應(yīng)函數(shù)，是考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響是如何傳播到各個(gè)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(duì)變量X的沖擊作用如圖2所示。

由變 量Y對(duì)變量X的脈沖反應(yīng)圖可以看出，人力資本的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的變動(dòng)既有正向的沖擊作用，也有反向的沖擊作用。開(kāi)始時(shí)的沖擊是0，從第三期開(kāi)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(duì)平緩。這表明人力資本變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)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(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，因此，方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的相對(duì)重要的信息。人力資本的變動(dòng)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)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(zhǎng)質(zhì)量本身的貢獻(xiàn)率，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率是從第一期就開(kāi)始逐漸增加，在第六期達(dá)到最大值42%左右，這足以說(shuō)明人力資本的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的貢獻(xiàn)率也是不容忽視的，人力資本可以通過(guò)多種機(jī)制來(lái)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，因此，陜西省政府一定要重視人力資本的投資變動(dòng)進(jìn)而來(lái)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量。

4 實(shí)證的結(jié)論

本文通過(guò)對(duì)陜西省經(jīng)濟(jì)質(zhì)量和人力資本的現(xiàn)狀分析，并運(yùn)用向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)人力資本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，總結(jié)出以下幾個(gè)結(jié)論。

（1）從相關(guān)性檢驗(yàn)中的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果知道，人力資本存量的變動(dòng)是引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)的格蘭杰原因，這就說(shuō)明了人力資本的變動(dòng)可以引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的變動(dòng)。

（2）從差分分解圖可以看出，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的貢獻(xiàn)率達(dá)到42%左右，說(shuō)明陜西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的脈沖反應(yīng)曲線(xiàn)圖中可以看出，人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)平緩。這表明人力資本的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量變動(dòng)的作用具有一定的滯后性，且反應(yīng)的方向不定。

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