1、人力資本投入與GDP一.引言社會經濟的發展是與多種多樣的因素相關的，傳統觀念認為影響生產的決定性因素就是資本的投入與勞動者的數量。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展得到了越來越多經濟學家的關注，二.研究目的作為人力資源管理專業的學生，我們希望能利用本專業知識與計量經濟學相結合，通過對柯克道格拉斯函數的檢驗，分析人力資本投入在經濟發展中的作用，據以觀察我國在人力資本投資上的政策方向，預測國家經濟發展方向，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的核心是認為，生產的決定性因素就是資

2、本投入量與勞動者的數量，據此我們統計了1990至2002年全國固定資產投資額和就業人數：obsGDP（億元）固定資產投資就業人數（億額（億元）人）199018598.404449.2906.390900199121662.505508.8006.479900199226651.907854.9806.555400199334560.5012457.886.637300199446670.0016370.336.719900199557494.9020019.266.794700199666850.5022974.036.885000199773142.7024941.116.960000199

3、876967.2028406.176.995700199980579.4029854.717.058600200088228.1032917.737.115000200194346.4037213.497.302500g,2002102398.043499.917.374000八世據此，我們用eviews軟件根據柯克道格拉斯函數對影響GDP的因素進行分析，為避免多重公線性，用分別用GDP,固定資產投資額和就業人數的對數值ly,lx,lz代替yxzDependentVariable:LYMethod:LeastSquaresDate:05/20/04Time:13:26Sample:199020

4、02Includedobservations:13VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.8067381.8371260.9834590.3486LX0.7304560.0813398.9803880.0000LZ0.9941931.3436590.7399150.4764R-squared0.991580Meandependentvar10.87716AdjustedR-squared0.989896S.D.dependentvar0.582647S.E.ofregression0.058567Akaikeinfocriterion-2.

5、638121Sumsquaredresid0.034301Schwarzcriterion-2.507748Loglikelihood20.14779F-statistic588.8253Durbin-Watsonstat0.906606Prob(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統計值顯著。但我們知道，固定資本投入到產出有一個過程，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。經分析，以滯后三階為最優：DependentVariable:LYMet

6、hod:LeastSquaresDate:05/20/04Time:13:48Sample(adjusted):19932002Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C2.5926321.2752322.0330670.0977LZ1.4781201.3704591.0785580.3300PDL010.4042230.0494848.1687270.0004PDL020.2004120.1615231.2407680.2697PDL03-0.24115

7、30.103723-2.3249710.0676R-squar0.998926Meandependentvar11.13983edAdjuste0.998067S.D.dependentvar0.336436dR-squaredS.E.of0.014792Akaikeinfocriterion-5.282638regressionSum0.001094Schwarzcriterion-5.131345squaredresidLoglikelihoodDurbin-Watsonstat31.413192.771769F-statisticProb(F-statistic)1162.7320.00

8、0000iCoefficienStd.ErrorT-StatisticLagtDistributionofLX*.10-0.037340.22626-0.16504|.*110.404220.049488.16873|.*120.363480.098433.69271|*.|3-0.159570.06301-2.53226Sumof0.570800.142354.00988Lags一得表達式LY=2.59263219+1.478120305*LZ-0.03734272268*LX+0.404222688*LX(-1)+0.3634816769*LX(-2)-0.1595657561*LX(-3

9、)由于DW檢驗值等于2.771769,查表發現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年的教育經費考慮進模型，同理，教育經費的發生效力也是一個長時期的過程，同樣對其進行滯后分析。DependentVariable:LYMethod:LeastSquaresDate:05/20/04Time:14:17Sample(adjusted):19932002Includedobservations:10afteradjustingendpointsVariable

10、CoefficientStd.Errort-StatisticProb.C1.7200454.1631690.4131580.7196LZ1.5913582.4608850.6466610.5842PDL010.3671980.1856821.9775600.1866PDL020.0609220.2751790.2213890.8453PDL03-0.1432920.195252-0.7338840.5394PDL04PDL05PDL060.0293520.067112-0.0629450.1941880.3292180.1861730.1511520.203853-0.3381000.893

11、70.85730.7675R-square0.999265Meandependentvar11.13983dAdjusted0.996693S.D.dependentvar0.336436R-squaredS.E.of0.019347Akaikeinfocriterion-5.061963regressionSum0.000749Schwarzcriterion-4.819895squaredresidLog33.30981F-statistic388.4971likelihoodDurbin-W2.879180Prob(F-statistic)0.002570atsonstatiCoeffi

12、cienStd.ErrorT-StatisticLagtDistributionofLX.*100.162980.427170.381551.*110.367200.185681.977561.*120.284830.162301.754981*.|3-0.084130.25202-0.33382Sumof0.730880.424731.72082LagsiCoefficienStd.ErrorT-StatisticLagtDistributionofLS*0-0.100700.46525-0.21645|*110.029350.194190.15115120.033520.242470.13

13、824*|3-0.088200.12359-0.71371.ISumof-0.126040.40657-0.31000Lags由此我們得到該模向的表達式：-h-一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ARCHTest:F-statistic0.737454Pro

14、bability0.595832Obs*R-squared2.971116Probability0.396100TestEquation:DependentVariable:RESIDA2Method:LeastSquaresDate:05/28/04Time:21:28Sample(adjusted):19962002Includedobservations:7afteradjustingendpointsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.0001468.85E-051.6514970.1972RESIDA2(-1)0.004550

15、0.5614670.0081040.9940RESIDA2(-2)-0.5273880.487722-1.0813300.3587RESIDA2(-3)-0.3464730.631646-0.5485230.6215R-squared0.424445Meandependentvar6.99E-05AdjustedR-squared-0.151110S.D.dependentvar9.54E-05S.E.ofregression0.000102Akaikeinfocriterion-15.24072Sumsquaredresid3.14E-08Schwarzcriterion-15.27163L

16、oglikelihood57.34251F-statistic0.737454Durbin-Watsonstat1.889227Prob(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檢驗彳1為2.879180,介乎于4-du和4-dl之間，剛好處于不能決定區間，無法確定是否存在一介自相關。出現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.總結經比較我們可以發現，人力資本對國內生產總值并不局限于其本身作為投資而帶來的對國內生產總值的增長，而更大程度的體現為由于使勞動者自身水平的提高而對國內生產總值的貢獻更大，具體的體現就是在我們得到的表達式中，LZ的系數由1.478120305增長到1.591358377,意味著LZ的作用越來越顯著.但在經濟生活中，這種貢獻是隱性的，被隱藏在物資投資加大（包括勞動者數量增長）所帶來的收益中，甚至只是