1、人力资本与经济增长研究基于甘肃的实证分析2009 年第 5 期经济经纬 ECONOMICSURVEYNo.5 2009 人力资本与经济增长研究基于甘肃的实证分析李艳华(兰州大学经济学院,甘肃兰州730000)摘 要:运用“岭回归”法估算了物质资本、人力资本和人力资本水平对甘肃省经济增长的贡献 ,并建立 VEC 模型和脉冲响应函数对甘肃人力资本、人力资本水平和物质资本与经济增长的关系进行了动态分析,结果表明,甘肃经济自身具有一定的稳定性, 当系统受到冲击偏离长期均衡时,会自动恢复到均衡状态,但其自身的调整速度很慢,仅为 1.7%;初期来看,人力资本对甘肃经济增长的影响作用要小于物质资本投资对甘肃
2、经济增长的影响;长期来看,人力资本对甘肃经济增长的影响作用更为持久。关键词:人力资本;经济增长;岭回归;协整;动态分析作者简介:李艳华 (1981-),女,甘肃兰州人,兰州大学经济学院,博士研究生;主要从事区域经济与可持续发展研究。中图分类号:F240 文献标识码:A 文章编号 :1006-1096(2009)05-0080-04 收稿日期:2009-06-28 一、理论模型与数据采集省的 GDP 数据可以通过甘肃统计年鉴获得,通过对比同年(一)理论模型的国内生产总值指数 ,得到以 1978 年为基期的标准化数据。本文采用卢卡斯的人力资本外部性内生函数来估计各 2.物质资本。本文选取固定资本存
3、量 K作为物质资本变量对经济增长的影响,见下式投入的数据。使用“永续盘存法”进行计算 ,即 Kt=I:t/Pt+(1-t)KY=AKHheu(1)t(-1 张军等,2003),其中Kt、It/Pt、t 分别表示第 t 其中期实际资本存量、实际投资和固定资产折旧率。本文以,Y 代表产出量 ;A 代表技术水平;K 代表资本投入;H 代表人力资本;h为人力资本水平;、 和 分别表示物质资 1978 年为基期,1978 年固定资本存量的数据根据张军等人本、人力资本和人力资本水平的产出弹性系数, 为随机扰 (2004)估算的各省 1978 年的固定资本存量(1952 年价格)动项和固定资产价格指数(19
4、78/1952) 折算得到。对于固定资产,为了得到平稳序列而消除可能存在的异方差,将上式对数线性化为价格指数,由于统计年鉴上只有19902007 年的数据,故 19781990 年的数据本文采用了谢千里等人的估算数。本 lnY=lnA+lnK+lnH+lnh+(2)对式(2)求时间 t 的导数,然后变换为差分方程文使用当年资本形成额作为当年新增资本存量,由于我国的,即得 Y统计资料缺乏年度固定资本折旧的详细数字,因此,无法找tAt=+Kt+Ht+h(3)到一个准确的折旧率。本文对此做了简化处理,采用王小鲁 YtAtKtHth 和樊纲(2000)的数据统一,按 5%的折旧率进行计算。式中 Yt经
5、济增长率指标 At,综合要素生产率增 3.人力资本存量与人力资本水平。国内外经常采用 YtAt“未来收益法” 、 “累计成本法”和“教育年限法”对人力资本长率 Kt,资本增长率 Ht,人力资本存量增长率,KtH 存量进行估算。鉴于数据的可得性和可靠性,本文选取教育 t年限法估算甘肃的人力资本存量。由于在人口中对经济增 h人力资本水平增长率,Kt、Ht 和 h 分别表示 hK 长起主要作用的是从业人员的数量和质量,故本文采用甘肃 tHth 资本、人力资本存量和人力资本水平的贡献份额,它们分别省历年从业人员数与历年从业人员的受教育状况来估算甘除以Yt 所得的结果就是各因素对经济增长的贡献率。肃的人
6、力资本存量。(1)H:从业人员中文盲、半文盲人口,5Yt 此类劳动者其虽未受过教育或受教育程度很低,但仍具有一(二)数据采集定的工作经验和能力,故在本模型中,设定其平均受教育年 1.实际产出量。本文采用甘肃的 GDP 作为实际产出限为 2 年;(2)H4:从业人员中具有小学文化程度的人口,在量,并以 1978 年作为基期进行标准化。19782007 年甘肃本模型中,其平均受教育年限为 6 年;(3)H:从业人员中具380有初中文化程度的人口,在本模型中,其平均受教育年限为表 1 GDP、物质资本、人力资本和人力资本 9 年;(4)H2:从业人员中具有高中文化程度的人口,在本模水平分别取对数后的
7、相关系数型中,其平均受教育年限为 12 年;(5)H:从业人员中具有 1lnylnklnhlnh1 大专及以上文化程度的人口,在本模型中,其平均受教育年 lny10.9950.9300.983 限为 16 年;故某年甘肃的人力资本存量为lnk0.99510.9190.977Hlnh0.9300.91910.928=16H+12H+9H+6H+2H12345 用当年的人力资本存量除以当年的从业人员总数就可 lnh10.9830.9770.9281得到当年的人力资本水平 注:其中 y、k、h 和 h 分别代表 GDP、物质资本、人力资本和人力资 1,即本水平。人力资本水平 Hh=从业人员总数 19
8、972007 按教育程度分的甘肃从业人口数据来自中国劳动统计年鉴(19982008 年),1982 年和 1990 年的数据来自甘肃第三、四次人口普查资料汇编,1987 年的数据来自 1987 年 1%人口抽样调查资料(甘肃分册),其余年份的数据都是利用这些年份的数据内插或外推所得。图 1 二、运用“岭回归”法估计人力资本存量对甘肃表 2 模型参数的岭估计值及各因素对经济增长的贡献率经济增长的贡献变量岭估计值贡献率% (一)方法介绍 lnK0.6753.25 从计量方法上看,多数学者采用最小二乘法估计模型中 lnH0.197.65 的参数,而应用这一方法的前提是自变量必须相互独立,但 lnh0
9、.141.92 这一条件在分析解决增长问题时往往难以得到满足,尤其是 2R:0.9905 F 值:451.322 根据时间序列样本建立多元回归模型时,很容易出现多重共 注:变量系数均为标准化系数。线性(郭志仪等,2007)。多重共线性的存在会使得最小二乘法估计的精确性大幅度降低,估计值的稳定性变差,甚至 从估计结果来看,模型的拟合效果很好,R2 达到了在回归方程整体高度显著时,一些回归系数通不过显著性检 0.9905。其中,物质资本对经济增长的贡献率最高为验 53.25%,这说明甘肃的经济增长很大程度上依赖于物质资,降低回归方程的应用价值(李庆华,2005)。岭回归是一门用于共线性数据分析的有
10、偏估计回归方法,它实际上是改本要素的投入,仍然是粗放型的增长模式。人力资本与人力良的最小二乘法,以放弃最小二乘的无偏性,损失部分信息资本水平对经济增长的贡献率不高,这与人力资本与人力资,本水平的年均增长速度过低有直接关系,对比物质资本存量放弃部分精确度为代价来寻求效果稍差但更符合实际的回和人力资本存量的年均增长速度可以看出,物质资本存量的归方程。故岭回归所得剩余标准差比最小二乘回归要大。年均增长速度是人力资本存量年均增长速度的 2 倍,这也从这样一来,它对病态数据的耐受性就远远强于最小二乘法。一个侧面说明,甘肃对人力资本投资的重视远不如对物质资故本文采用“岭回归法”消除变量间的共线性问题,该方
11、法本投资的重视,这也是导致人力资本对甘肃经济增长的贡献是目前分析多重共线性数据最有影响的估计之一。率较低的重要原因。当然,人力资本对经济增长的贡献率低回归系数 的岭估计定义为 -1(k)=(XX+kI)XY,与其所处的制度环境亦有一定的关系,也即是说人力资本本其中 XX 是标准化后的设计阵,I 为元素均为 1 时的列向量,身并不意味着经济增长,人力资本对经济增长的贡献依赖于 k 为岭参数(k0)。显然,当 k=0 时,(k)就退化为最小二其所处的制度环境是否具有激励和创新动力(谭永生,乘估计;而当 k时,(k)就趋于 0。由于岭回归是有偏估2007)。从这一点讲,提高人力资本对甘肃经济增长的贡
12、献,计,k 值不宜太大,而且一般来说我们希望能尽量保留信息,需要建立完善的人力资本激励制度,促使人力资本能最大限即尽量使 k 值小些。因此可以观察在不同 k 的取值时方程度的发挥其作用。的变动情况,然后取使方程基本稳定的最小 k 值。三、人力资本对甘肃经济增长影响的动态分析(二)参数估计 (一)协整分析与向量误差修正模型为了检验变量间是否存在多重共线性,本文计算了变量 1.平稳性检验间的相关系数,结果见表 1。现实中的许多经济变量往往不是平稳的时间序列,采用从表 1 我们可以看出,变量之间高度相关,因此式(2)传统的计量经济学方法进行分析容易产生“伪回归”问题,可能存在共线性,为了避免多重共线
13、性造成的有偏估计,本协整的前提是各序列都是非平稳的时间序列,故首先对各序文运用SPSS13.0 进行岭回归分析,从岭迹图(见图 1)可以列进行平稳性检验。看出,在k=0.2 的时候三条岭迹线都开始变得平稳,故选择从表 3 可以看出,在 5%的显著性水平下,序列 lnY、k 值为 0.2。所得结果见表 2。lnK、lnH 和 lnh 均为非平稳序列,经过一阶差分后均变为平81稳序列,即序列 lnY、lnK、lnH 和 lnh 均为一阶单整序列,满足 0.88%;人力资本存量每增加 1%可带动 GDP 增长 0.23%;进行协整分析的条件。人力资本水平每增加 1%可带动 GDP 增长 1.33%。
14、从估计表结果看,物质资本投资对经济增长的拉动作用要强于人力资 3 各变量的平稳性检验本存量增加对经济增长的拉动作用,但要低于人力资本水平变量检验形式 ADF 值 5%临界值(人力资本质量)对甘肃经济增长的促进作用,因此,长期来 lnY(0,t,1)1.86-2.97 看,在加大物质资本投资的同时,要努力提高甘肃的人力资 D(lnY)(0,t,1)-4.60-2.97 本质量,这样才能促使甘肃经济持续快速增长。lnK(c,t,2)0.64-3.583.VEC 模型 D(lnK)(c,t,2)-3.73-3.58lnH(c,t,1)-0.62-3.57 根据 Granger 定理,一组具有协整关系
15、的变量一定有误 D(lnH)(c,t,2)-5.51-3.59 差修正(VEC)模型的表达形式。VEC 模型的表达形式为 lnh(c,t,2)-2.05-3.57D(lnh)(c,t,2)-4.12-3.58yt=vecmt+-1p-1tyt-i+t,其中 vecmt=yt 是误-1-1 注t=1:检验形式(c,t,k)中的参数分别表示模型中的常数项、时间趋差修正项,反映变量之间的长期均衡关系,系数向量 反映势和滞后阶数;D(lnY)、D(lnK)、D(lnh)和 D(lnH)分别为 lnY、lnK、变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时,将其调整到均衡 lnH 和 lnh 的一阶差分。状态的调
16、整速度。所有作为解释变量的差分项系数反映变 2.协整检验量的短期波动对作为解释变量的短期变化的影响。VEC 模协整分析的经济意义在于:对于具有各自长期波动的变型既能反映不同经济序列间的长期相关信息,又能反映短期量,如果它们之间是协整的,则它们之间存在一个长期均衡偏离长期均衡的修正机制,是长短期结合具有高度稳定性和关系。一次冲击只能使协整变量短时间内偏离均衡位置,在可靠性的一种经验模型(郭志仪等,2008)。长期中会自动恢复到均衡位置(高铁梅甘肃 VEC 模型的估计结果如下:,2005)。常用的协整检验的方法主要有两种:EngelandGranger(1987)两步法 lnY-010170109
17、 和 Johansen(1988)的极大似然法,前一个方法主要适用于两 lnK0116=-0102vecmt+个变量之间的协整检验,对于多个变量之间的检验不太方-1lnH01380108 便 ,特别是当协整变量不止一个时更是如此;而 Johansen 检 lnh-0151-0106 验是一种进行多变量协整检验的方法,故本文采用 Johansen0128-0137-0105-0121lnY 法进行协整检验,结果见表 4。010501540103-0106lnK 表 0173-3185-0105-0128+lnH4 Johansen 协整检验与协整向量 0108-014701440102lnht-
18、1HypothesizedTrace0.0533EigenvalueProb.No.ofCE(s)Stati-0115015501030107lnYsticCriticalValue-010701650113-01002lnKNone30.92131.8547.850.0000Atmost310.8764.6229.800.0000-015421390121-1128+lnHAtmost20.3211.7215.490.1711-013711200139-1112lnht-2Atmost30.061.593.840.2074 注:加“3”表示在 5%的显著性水平下拒绝原假设。-01160108
19、0107-0107lnY-010801090110-0101lnK Johansen 协整检验结果表明,在 5%的显著性水平下,序-013511080160-1105lnH 列 lnY、lnK、lnH 和 lnh 之间存在协整关系,即表明甘肃省经-011001280137-1119lnht-3 济增长与物质资本投资、人力资本积累和人力资本水平提高其中 vecmt-1=lnYt-1-0188lnKt-1-0123lnHt-1-之间具有长期的均衡关系。标准化后的协整向量为(1,1133lnht+3145AIC=-20.64,SC=-17.74。-1-0.88,-0.23,-1.33,3.45),即
20、 vecmt=lnYt-0.88lnKt-从上述结果看,VEC 模型的整体效果较好,其中误差修 0.23lnHt-1.33lnht+3.45,对误差序列 vecmt 进行ADF 检正项的系数为-0.0017,符合反向修正机制,即平均每年对验,其结果见表5。上年偏离长期均衡水平的短期调整幅度为 1.7%。这说明表 5 vecmt 序列的ADF 检验了甘肃经济自身具有一定的稳定机制,当系统受到冲击偏离 t-StatisticProb.3 长期均衡时,会自动恢复到均衡状态,但其自身的调整速度AugmentedDickey-Fullerteststatistic-6.4190130.0001 很慢,仅
21、为 1.75%,需要政府在经济受到冲击时,实施一定 Testcriticalvalues:1%level-4.339330 的宏观调控措施以促进经济可以快速的恢复到均衡水平。5%level-3.58752710%level-3.229230 这也反映出了甘肃的市场机制尚不健全,有待于进一步完善。 从表 5 可知,vecmt 序列在 1%的显著性水平下是一个平(二)脉冲响应与冲击分解稳序列,说明该方程所显示的协整关系是显著的,长期均衡 1.脉冲响应函数关系式为 lnYt=0188lnKt+0.23lnHt+1.33lnht-3.45。即从在建立脉冲响应函数和进行方差分解之前,需建立长期来看,甘肃
22、每增加 1%的投资可以带动 GDP 增长 VAR 模型,VAR 模型通常用于相关时间序列系统的预测和82随机扰动对变量系统的动态影响分析。但由于 VAR 模型的表 6 变量 lnY的方差分解表参数估计量只具有一致性,单个参数估计值的经济意义并不PeriodS.8E.lnYlnKlnHlnh 明确,因此要对 VAR 模型做出具体的结论,必须借助脉冲响 10.04100.000.000.000.00 应函数和方差分解(谭永生,2007)。脉冲响应函数用于衡 20.0599.140.630.070.17 量来自随机扰动项的一个标准差大小的新息冲击后对内生 30.0692.642.093.641.64
23、 变量当前值和未来值的影响,并且扰动项对某一变量的冲击 40.0783.262.5610.074.11 影响通过50.0875.092.2216.336.36VAR 模型的动态结构传递给其它所有变量。图 2 是甘肃 lnY 对个变量冲击的响应函数图,横轴代表各变量冲60.0869.471.7720.797.9670.0966.091.6523.388.88 击作用的滞后期数,纵轴代表 lnY 的响应。80.1064.321.9024.509.28 从图 2 可以看出,lnY 对其自身一个单位的新息冲击,90.1163.592.3824.679.36 瞬间就会有一个正的响应,并具有一定的持续性。
24、这表明甘 100.1163.502.9224.339.25 肃经济增长自身的波动对 GDP 具有较大的影响;对于来自 注:S.E.表示因变量的均方误差标准差投资的冲击,第 1 年 GDP 没有明显变化,从第 2 年开始响 四、结语应,到第 3 年达到最大,此后影响逐渐减弱,总体来看,投资(对甘肃经济增长的影响大约持续 6 年。这说明,投资对甘肃 1)从“岭回归”的估计结果来看,物质资本投入是促进甘肃经济增长的最重要因素。在本文的分析中物质资本的经济增长有明显的促进作用和较长的持续效应,但其大约有产出弹性为 0.67,人力资本和人力资本水平的产出弹性分 1 年的时滞期,即当期投资一般在一年以后才
25、对经济增长有明显的促进作用别为 0.19 和 0.14。基于物质资本的投入速度要大大高于人;对于来自人力资本的冲击,lnY 在第 1 年力资本积累的速度,物质资本对甘肃经济增长的贡献率要远几乎无响应,从第 2 年起开始响应,第 5 年达到最大,此后维高于人力资本对经济增长的贡献率,这也从一个侧面说明甘持相对稳定的正向响应。与物质资本投入相比,前期人力资肃人力资本的投资有待于进一步加强。(2)协整分析的结本冲击对经济增长的影响要小于物质资本投入对甘肃经济果表明,甘肃经济增长与物质资本投资、人力资本和人力资增长的影响,但长期来看,人力资本对经济增长的影响持续本水平之间存在着长期均衡关系。且从经济增
26、长的短期波时间更长,作用更强。这说明甘肃想要获得长期稳定的增动来看,甘肃经济存在着一个自我稳定机制,短期波动不会长,不能一味追求物质资本投入的增加,还必须加大对人力长期偏离均衡,其平均每年对上年偏离长期均衡水平的调整资本的投资,因为人力资本存量的增加对甘肃经济增长的影响更为持久。对于来自人力资本水平的冲击,其作用与人力幅度为 1.7%,经济系统自身恢复速度较慢,需要政府适时实施相应的宏观调控政策以促进经济可以较为快速的恢复资本存量对甘肃经济增长的冲击作用相似,但影响更为强到均衡水平。(3)从脉冲响应函数和方差分解的结果来看,烈,这说明相对于人力资本存量的增加,人力资本质量的提甘肃经济增长的短期
27、波动很大程度上取决于其自身的稳定高对甘肃经济增长来说更为重要。性和增长惯性;物质资本投入对经济增长影响的时滞期大约为一年,平均影响的持续期为 6 年;人力资本对经济增长的影响亦在第 2年后开始显现,初始其对甘肃经济增长的影响要小于物质资本投入对甘肃经济增长的影响,但长期来看,其对经济增长的影响作用要更为持久;人力资本水平对甘肃经济增长亦有正向的影响作用,且持续期长。 参考文献:郭志仪,曹建云.2007.人力资本对中国区域经济增长的影响-图 2 甘肃 lnY 的脉冲响应函数岭估计法在多重共线性数据模型中的应用J.中国人口科 学(4):43.2.方差分解方差分解是把 VAR 模型中每个内生变量的波
28、动按其成郭志仪,曹建云.2008.人力资本和物质资本对我国东、西部经济增长及其波动影响的比较分析J.中国人口资源与环境因分解为与各方程新息相关联的组成部分,从而可以了解各(1):135.新息在模型变量动态化中的相对重要性。以下是 lnY 作为高铁梅.2005.计量经济分析方法与建模M.北京:清华大学因变量时方差分解结果。出版社.从表 6 可以看出,分解结果在第五期后基本稳定,第五李庆华.2005.计量经济学M.北京:中国经济出版社.期分别来自 lnY、lnK、lnH 和 lnh 波动的影响分别为 75.09%、谭永生.2007.人力资本与经济增长-基于中国数据的实证研究M.中国财政经济出版社.
29、2.22%和 16.33%和 6.36%,也即是说,甘肃经济增长变化中有 75.09%是由其自身的新生决定的,即经济增长具有相张军.2003.对中国资本存量 K 的再估计J.经济研究(7):35.当强的惯性张军.2004.中国省际物质资本存量估算:1952-2000J.经济;人力资本变化对经济增长的冲击要大于物质资本投资对经济增长的冲击,也可以说,长期来讲人力资本对研究(10):40-43.甘肃经济增长具有更大的促进作用。(编校:书 明)(下转第 87 页)83来发展趋势后,边行边试,循序渐进。借鉴SFASUncertaintyinAccountingfortheEUEmissionsTrad
30、ingSchemeandCertificatedEmissionReduction.134-139.157 将公允价值划分为三级次的思想,依据市场活跃度的不同,对排污权资产或负债进行分层处理,在IASB.2008.EmissionTradingSchemesJ.LatestRevi2 我国排污权交易机制及相关准则完善后 sion:04June2008.,再全面引入公允价值法。AnitaE.2009.TheEuropeanEmissionsTradingScheme:Anexploratorystudyofhowcompanieslearntoaccount 参考文献 forcarbon,Acc
31、ountingJ.OrganizationsandSociety,:(34)488-498.ASBJ.2006.改正実务対応报告第 15号:排出量取引会计処理FASB.2008.ProjectUpdates:EmissionTradingSchemes.4J.関当面取扱.87-94.-9.AllanC.2009.Emissionrights:FromcostlessactivitytoFASB.2006.FAS157FairValueMeasurements.90-92.marketoperations,AccountingJ.OrganizationsandFASB.2007.Emissio
32、nAllowancesBoardMeetingHand2Society,(34)456-468.out.84-95.FASB.2007.MinutesoftheMarch14,2007BoardMeet2IASB.2004.IFRICInterpretationNo.3J.Emissioning(ValuationofCommodityInventoryandEmissionAl2Rights.35-37.lowancesthatareAcquiredforResale).IETA.2007.Trouble-entryaccountingrevisited:Uncer2IASB.2003.In
33、ternationalFinancialReportingInterpreta2taintyinaccountingfortheEUemissionstradingschemetionCommittee(IFRIC)DraftInterpretationD1J.E2andcertifiedemissionreductions.London:PriceWatermissionRights.89-90.houseCoopers.EFRAG.2005.FinalEndorsementAdvice.43-51.(编校:书 明)PwC,IETA.2007.Trouble-EntryAccounting-
34、Revised:ReviewontheLatestDevelopmentofEmissionRightAccountingAbroadandItsRevelationZHOUZhi2fang1,2,XIAOXu1(1.BusinessSchool,CentralSouthUniversity,Changsha410083,China;2.AccountingDepartment,ChangshaCentralBranch,ThePeoplesBankofChina,Changsha410005,China)Abstract:Asaneffectiveenvironmentaleconomicpolicy,theemissionrighttransactionisappliedinvariouscountriesquicklysinceitsestablishment.Withtheexpansionoftrans
