1、人力資本投入與gdp 一 引言社會經(jīng)濟的發(fā)展是與多種多樣的因素相關的，傳統(tǒng)觀念認為影響生產(chǎn)的決定性因素就是資本的投入與勞動者的數(shù)量。這種觀點在資本主義早期得到了事實的佐證，但隨著時代的進步，這種理論卻無法解決許多新問題。近年來，人力資本理論由定性到定量的發(fā)展得到了越來越多經(jīng)濟學家的關注，二 研究目的作為人力資源管理專業(yè)的學生，我們希望能利用本專業(yè)知識與計量經(jīng)濟學相結合，通過對柯克道格拉斯函數(shù)的檢驗，分析人力資本投入在經(jīng)濟發(fā)展中的作用，據(jù)以觀察我國在人力資本投資上的政策方向，預測國家經(jīng)濟發(fā)展方向，進行政策評價。三 分析1柯克道格拉斯模型的檢驗柯克道格拉斯函數(shù)的核心是認為，生產(chǎn)的決定性因素就是資本

2、投入量與勞動者的數(shù)量，據(jù)此我們統(tǒng)計了1990至2002年全國固定資產(chǎn)投資額和就業(yè)人數(shù)：obsgdp（億元）固定資產(chǎn)投資額(億元)就業(yè)人數(shù)（億人）1990 18598.40 4449.290 6.3909001991 21662.50 5508.800 6.4799001992 26651.90 7854.980 6.5554001993 34560.50 12457.88 6.6373001994 46670.00 16370.33 6.7199001995 57494.90 20019.26 6.7947001996 66850.50 22974.03 6.8850001997 73142.

3、70 24941.11 6.9600001998 76967.20 28406.17 6.9957001999 80579.40 29854.71 7.0586002000 88228.10 32917.73 7.1150002001 94346.40 37213.49 7.3025002002 102398.0 43499.91 7.374000據(jù)此，我們用eviews軟件根據(jù)柯克道格拉斯函數(shù)對影響gdp的因素進行分析，為避免多重公線性，用分別用gdp，固定資產(chǎn)投資額和就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值ly,lx ,lz代替y x zdependent variable: lymethod: least sq

4、uaresdate: 05/20/04 time: 13:26sample: 1990 2002included observations: 13variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c1.8067381.8371260.9834590.3486lx0.7304560.0813398.9803880.0000lz0.9941931.3436590.7399150.4764r-squared0.991580 mean dependent var10.87716adjusted r-squared0.989896 s.d. dependent

5、var0.582647s.e. of regression0.058567 akaike info criterion-2.638121sum squared resid0.034301 schwarz criterion-2.507748log likelihood20.14779 f-statistic588.8253durbin-watson stat0.906606 prob(f-statistic)0.000000得表達式ly = 1.80673763 + 0.7304560978*lx + 0.9941926462*lz模型總體擬合度較好，f統(tǒng)計值顯著。但我們知道，固定資本投入到產(chǎn)

6、出有一個過程，具有滯后性，因此用阿爾蒙法進行滯后，并試圖消除其造成的多重共線性。經(jīng)分析，以滯后三階為最優(yōu)：dependent variable: lymethod: least squaresdate: 05/20/04 time: 13:48sample(adjusted): 1993 2002included observations: 10 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c2.5926321.2752322.0330670.0977lz1.4781201.3704591.078

7、5580.3300pdl010.4042230.0494848.1687270.0004pdl020.2004120.1615231.2407680.2697pdl03-0.2411530.103723-2.3249710.0676r-squared0.998926mean dependent var11.13983adjusted r-squared0.998067s.d. dependent var0.336436s.e. of regression0.014792akaike info criterion-5.282638sum squared resid0.001094schwarz

8、criterion-5.131345log likelihood31.41319f-statistic1162.732durbin-watson stat2.771769prob(f-statistic)0.000000 lag distribution of lxicoefficientstd. errort-statistic *. |0-0.03734 0.22626-0.16504 . *|1 0.40422 0.04948 8.16873 . * |2 0.36348 0.09843 3.69271 * . |3-0.15957 0.06301-2.53226sum of lags

9、0.57080 0.14235 4.00988得表達式ly = 2.59263219 + 1.478120305*lz - 0.03734272268*lx + 0.404222688*lx(-1) + 0.3634816769*lx(-2) - 0.1595657561*lx(-3)由于dw檢驗值等于2.771769，查表發(fā)現(xiàn)不能確定是否存在自相關。2人力資本的作用人力資本的作用是使勞動者的技術水平上升，綜合素質得到提高，能夠為社會創(chuàng)造更大的財富。同時也是gdp中投資的一部分，將1990年至2002年的教育經(jīng)費考慮進模型，同理，教育經(jīng)費的發(fā)生效力也是一個長時期的過程，同樣對其進行滯后分析。d

10、ependent variable: lymethod: least squaresdate: 05/20/04 time: 14:17sample(adjusted): 1993 2002included observations: 10 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c1.7200454.1631690.4131580.7196lz1.5913582.4608850.6466610.5842pdl010.3671980.1856821.9775600.1866pdl020.060

11、9220.2751790.2213890.8453pdl03-0.1432920.195252-0.7338840.5394pdl040.0293520.1941880.1511520.8937pdl050.0671120.3292180.2038530.8573pdl06-0.0629450.186173-0.3381000.7675r-squared0.999265mean dependent var11.13983adjusted r-squared0.996693s.d. dependent var0.336436s.e. of regression0.019347akaike inf

12、o criterion-5.061963sum squared resid0.000749schwarz criterion-4.819895log likelihood33.30981f-statistic388.4971durbin-watson stat2.879180prob(f-statistic)0.002570 lag distribution of lxicoefficientstd. errort-statistic . * |0 0.16298 0.42717 0.38155 . *|1 0.36720 0.18568 1.97756 . * |2 0.28483 0.16

13、230 1.75498 * . |3-0.08413 0.25202-0.33382sum of lags 0.73088 0.42473 1.72082 lag distribution of lsicoefficientstd. errort-statistic * . |0-0.10070 0.46525-0.21645 . * |1 0.02935 0.19419 0.15115 . *|2 0.03352 0.24247 0.13824 * . |3-0.08820 0.12359-0.71371sum of lags-0.12604 0.40657-0.31000由此我們得到該模型

14、的表達式：ly = 1.720044891 + 1.591358377*lz + 0.1629841247*lx + 0.367198033*lx(-1) + 0.2848271534*lx(-2) - 0.08412851405*lx(-3) - 0.1007048014*ls + 0.029352059*ls(-1) + 0.03351895422*ls(-2) - 0.08820411579*ls(-3)四 模型檢驗arch test:f-statistic0.737454 probability0.595832obs*r-squared2.971116 probability0.396

15、100test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 05/28/04 time: 21:28sample(adjusted): 1996 2002included observations: 7 after adjusting endpointsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob. c0.0001468.85e-051.6514970.1972resid2(-1)0.0045500.5614670.0081040.9940resid2(-2)-0.527

16、3880.487722-1.0813300.3587resid2(-3)-0.3464730.631646-0.5485230.6215r-squared0.424445 mean dependent var6.99e-05adjusted r-squared-0.151110 s.d. dependent var9.54e-05s.e. of regression0.000102 akaike info criterion-15.24072sum squared resid3.14e-08 schwarz criterion-15.27163log likelihood57.34251 f-

17、statistic0.737454durbin-watson stat1.889227 prob(f-statistic)0.595832由obs*r-squared=2.971116 臨界值7,81，我們可以看出,模型不存在異方差。由eviews輸出結果可以看出,dw檢驗值為2.879180,介乎于4-du和4-dl之間，剛好處于不能決定區(qū)間，無法確定是否存在一介自相關。出現(xiàn)這種問題在于選取的樣本容量太小，我們也沒有太好的辦法解決，只能使用具有一定代表性的小樣本。五 總結經(jīng)比較我們可以發(fā)現(xiàn)，人力資本對國內生產(chǎn)總值并不局限于其本身作為投資而帶來的對國內生產(chǎn)總值的增長，而更大程度的體現(xiàn)為由于使勞動者自身水平的提高而對國內生產(chǎn)總值的貢獻更大,具體的體現(xiàn)就是在我們得到的表達式中, lz的系數(shù)由1.478120305增長到1.591358377,意味著lz的作用越來越顯著.但在經(jīng)濟生活中，這種貢獻是隱性的，被隱藏在物資投資加大（包括