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本文作者：孫曉紅1楊皎平1梁濤2作者單位：1.渤海大學管理學院2.遼寧工程技術大學工商管理學院

一、引言

現(xiàn)有研究表明，人力資本的積累對經(jīng)濟增長有正面的作用，產(chǎn)業(yè)結構升級對經(jīng)濟增長也有促進作用。那么，人力資本與產(chǎn)業(yè)結構升級之間是否存在著相互作用的機制?西方學者對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整理論和人力資本理論著重強調(diào)了人力資本對經(jīng)濟增長的促進作用，對人力資本積累對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整作用的研究較少，國內(nèi)學者對人力資本與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整關系的研究較多。規(guī)范研究方面，劉桂芝和張肅(2004)認為產(chǎn)業(yè)結構的演進應重視人力資本的引擎作用，人力資本是推動產(chǎn)業(yè)結構變化和經(jīng)濟發(fā)展的決定因素。羅文標和黃照升(2004)從產(chǎn)業(yè)結構的高級化與人才的高級化，產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段與人才發(fā)展階段，產(chǎn)業(yè)結構與人才結構相互影響二方面進行探討了產(chǎn)業(yè)結構與人才結構的互動關系。張俊莉(2004)以西部地區(qū)為例探討區(qū)域人力資本與產(chǎn)業(yè)結構的協(xié)同現(xiàn)狀及對策，張其春和郗永勤(2006)指出區(qū)域人力資本對產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整有動力作用，同時產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化對人力資本投資與配置的反作用。李福柱和李忠雙(2008)指出區(qū)域工業(yè)化進程和人力資本產(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢有效開發(fā)利用程度的差異造成了東、中、西部地區(qū)人力資本產(chǎn)業(yè)配置結構異速變動。實證研究方面，戴啟文和楊建仁(2007)以江西省為例，對產(chǎn)業(yè)結構與人力資本水平的相互關系進行了實證研究，通過對江西省1978～2006年第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、人均受教育年限等兩項指標數(shù)據(jù)的協(xié)整分析證明了產(chǎn)業(yè)均衡和人力資本水平的長期均衡關系。黃文正(2011)基于VAR模型實證分析了人力資源積累與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系，文章以中國1990～2007年的第一產(chǎn)業(yè)占GDP的比重、中學人數(shù)占總人口的比例等兩項指標的數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過協(xié)整檢驗和格蘭杰(Granger)因果檢驗得出了中國人力資本積累水平的提高有力地促進產(chǎn)業(yè)結構升級，而產(chǎn)業(yè)結構升級不是人力資本積累水平提高的原因的結論。目前，還沒有針對遼寧省人力資本和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的關系進行研究的文獻。本文旨在通過建立遼寧省產(chǎn)業(yè)結構升級與人力資本水平作用關系的計量模型，探索出人力資本和產(chǎn)業(yè)結構升級之間的作用機制，調(diào)整它們之間的關系，從而間接促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。

二、相關指標和數(shù)據(jù)的界定

本文選取1989～2010年間遼寧省人力資本水平、產(chǎn)業(yè)結構升級能力兩個指標樣本(分別用X、Y)的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。所使用的數(shù)據(jù)主要來自各年《遼寧省統(tǒng)計年鑒》，部分數(shù)據(jù)來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》，以下是對指標的解釋。本文采用的是平均受教育年限法來反映人力資本水平，用字母X表示。計算公式如下：（略）。

式中，Xt為t年遼寧省6歲以上人均受教育年限，HEit為t年第i學歷水平的人數(shù)占統(tǒng)計人數(shù)的比例，hi為第i學歷水平的受教育年限。i=1，2，3，4，5，6，7分別表示研究生及以上，本科，大專，高中，初中，小學和未上過學;將就業(yè)人員所受的不同教育程度賦予不同的受教育水平年限;研究生及以上為22年，大學為16年，大專為15年，高中為12年，初中為9年，小學為6年，不識字為0年。反映產(chǎn)業(yè)結構升級的指標一般有兩種:一是第一產(chǎn)業(yè)的勞動力占勞動力總數(shù)的比重。比重越小，結構轉換的速度越迅速，產(chǎn)業(yè)結構的高級化程度越高。二是第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。比重呈現(xiàn)上升趨勢，說明產(chǎn)業(yè)結構有升級趨勢。本文采用第二種指標分析產(chǎn)業(yè)結構升級，即遼寧省第三產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值比重。以上兩個指標的數(shù)據(jù)如表1所示。

三、實證研究

(一)樣本數(shù)據(jù)的描述性分析。

在進行實證分析前，對樣本數(shù)據(jù)進行描述性分析，可以直觀的反映出時間序列的特性。為了消除數(shù)據(jù)存在的異方差，需要對選取的兩個變量取自然對數(shù)，并分別表示為LNX，LNY。同時，為了考察兩個變量樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，分別做LNX，LNY及其一階差分的簡略圖，如圖1、圖2所示。從圖1可以看出LNX和LNY均則呈上升趨勢，可以初步判定，這兩個時間序列都是非平穩(wěn)的。由圖2可知，經(jīng)過一階差分后，可以直觀的判斷兩個變量是平穩(wěn)的，可以作為建模數(shù)據(jù)。

(二)樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗。

眾所周知，用非平穩(wěn)序列進行OLS估計時會出現(xiàn)偽回歸，回歸系數(shù)的估計量將喪失無偏性，其T檢驗值也將失去意義。而宏觀經(jīng)濟變量大多不是平穩(wěn)的，其往往表現(xiàn)為隨機游動。處于嚴謹考慮有必要對其進行單位根檢驗。即如果變量序列存在單位根，說明其為非平穩(wěn)序列，反之，則為平穩(wěn)序列。本文的單位根檢驗采用ADF檢驗方法，用Eviews7.0完成，檢驗結果見表2所示。結論顯示對于變量LNX和LNY這兩個變量序列是非平穩(wěn)的。而其一階差分變量DLNX、DLNY是平穩(wěn)序列，符合建模數(shù)據(jù)要求。

(三)樣本數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。

協(xié)整是對經(jīng)濟時間序列之間相互關系的一種表征，協(xié)整關系檢驗的方法比較多，本文選用Engel-Granger兩步法進行檢驗，具體分兩步驟操作如下:(1)建立LNX和LNY的回歸模型。假定回歸模型為LNYt=β0+β1LNXt+μt，采用Eviews7.0得到如下回歸方程:（略）。(2)檢驗殘差序列的單整性。回歸結果得到了殘差序列et，在此基礎上對et進行單位根檢驗。結果見表3所示。結論顯示殘差序列是平穩(wěn)的，即變量序列LNX和LNY是(1，1)階協(xié)整的，由此表明遼寧省的人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構升級能力存在著長期穩(wěn)定的比例關系。

(四)誤差修正模型。

為進一步搞清人力資本水平對于產(chǎn)業(yè)結構轉型的作用機制，建立了遼寧省人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構轉換能力作用關系的誤差修正模型。令ECMt=et并將其作為解釋變量，建立修正模型如下:（略）。由估計結果可以看出，人力資本水平DLNX的變化將引起產(chǎn)業(yè)結構DLNY的相同方向的變化，并且人力資本水平的提高對產(chǎn)業(yè)結構升級有明顯的正向影響(γ2=0.5904)，誤差修正項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的修正力度，從系數(shù)0.5446來看，修正的力度還是比較大的。

四、結論

(1)遼寧省人力資本水平與產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整之間存在著長期穩(wěn)定的比例關系。通過實證結果顯示遼寧省產(chǎn)業(yè)結構升級的能力關于人力資本的長期彈性為:0.4993，表明人力資本水平每增加1個百分點，從事第三產(chǎn)業(yè)的勞動力人數(shù)在勞動力總人數(shù)的比重就上升0.4993個百分點，由此表明長期內(nèi)增加人力資本投資，提高人力資本水平，將促進遼寧省產(chǎn)業(yè)結構的轉型和升級。當前遼寧省第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重不到40%，因此要想促進產(chǎn)業(yè)結構升級，必須加大對人力資本的投資水平。(2)遼寧省必須積極地進行產(chǎn)業(yè)結構升級，提高三產(chǎn)業(yè)的比重，尤其是提高高新技術產(chǎn)業(yè)比重;通過產(chǎn)業(yè)結構升級作為驅(qū)動，形成經(jīng)濟發(fā)展的其他要素的流入，包括物質(zhì)資本、人力資本和技術等。另外為了配合產(chǎn)業(yè)升級，必須營造良好的外部環(huán)境，包括投資環(huán)境、生活環(huán)境和人文環(huán)境，進一步促進法律法制建設、營造民主開放的氛圍;要積極出臺人才引進政策，推動人力資本建設，吸引高層次人才的流入。