高校人才培养和对外贸易发展的协整分析

一、引言

高校是培养人才并为企业提供人力资本的重要基地,人力资本的提高能够促进企业技术的创新与提高,提高企业的竞争力。经济学家卢卡斯曾与1988年提出了以人力资本的外部效应为核心的内生增长模型,说明了人力资本不但具有内部效应,而且具有外部效应外部效用,外部效应使生产具有递增收益。其理论模型为:。模型中Y(t)表示经济中的产出,则体现了人力资本的外部效应。在有关对外贸易的理论中,赫克歇尔—俄林定理(H—O定理)解释了人力资本与对外贸易的关系,H—O定理表明:一个地区在进行对外贸易时出口密集使用其相对充裕和便宜的生产要素的产品,而进口密集使用其相对缺乏和昂贵的生产要素的商品。高校为社会培养和提供的人才,不论是对于以劳动密集型为主导的企业,还是对于以资本与技术为主导的企业,都能增加企业自身相对于国外的要素比较优势,并使其优势得到巩固,有利于对外贸易的发展。此外,人力资本的提高有利于企业从劳动密集型生产模式逐渐向资本与技术密集型模式转轨,能促进企业生产效率与经营水平的迅速发展,使企业的国际竞争力逐渐增强。

高校对于服务地区经济社会发展有着重要作用,其中对外贸易的发展是地区经济发展的重要组成部分。本文采用协整分析,以河北省为例,研究河北省高校对于外贸发展的服务。协整理论从分析时间序列的平稳性入手,探究非平稳变量间长期均衡关系,为非平稳时间序列的建模提供了解决方法。

二、实证分析

(一)指标的选取

本文对高校人才培养与对外贸易的影响进行实证分析,以河北省为例,考虑到指标的可行性和代表性,高校人才培养的指标可选取高校每年的毕业生人数,除此之外,高校的数量以及高校专任教师人数也对人才培养的数量及质量产生影响;对外贸易的发展可选取进出口差额来反反应。

所用数据取自《河北省统计年鉴2007》。用Y表示河北省对外贸易顺差。用X表示高校的发展情况,X包括的指标包括:河北省普通高等学校毕业生人数X、河北省普通高等学校数X、河北省普通高等学校教师人数X,各指标如表1:

表12007年河北省对外贸易顺差与河北省高校相关数据

年份

进出口差额(+.-)

(单位:万美元)Y

河北省高校毕业生人数(人)X

河北省高校数(所)X

河北省高校专任教师人数

(人)X

1990

153353

22762

50

13585

1991

163554

23406

50

13226

1992

143375

23387

48

13372

1993

92255

22130

54

14250

1994

144541

27491

52

14740

1995

180466

36388

47

14808

1996

197566

41837

45

15514

1997

239032

42234

46

16656

1998

200346

40562

46

16622

1999

165876

39606

48

17263

2000

217910

41255

47

19414

2001

217450

15871

63

23707

2002

252239

62910

75

28091

2003

287834

107562

83

34542

2004

515438

143148

87

39235

2005

578238

183213

86

46538

2006

714322

207566

88

47428

资料来源:《河北省统计年鉴2007》,中国统计出版社,2007。

做出河北省进出口差额与高校毕业生人数的时间序列图,如下所示:

(a)河北省进出口差额时序图(万美元)(b)河北省高校毕业生人数时序图

图1河北省进出口差额与河北省高校毕业生人数

(二)平稳性(ADF)检验

考虑到大多数时间序列数据是非平稳数据,不能直接用来建立回归模型,为了避免伪回归,揭示变量之间的真实关系,必须对非平稳变量进行平稳性检验,根据协整理论,两个序列之间要存在长期的均衡关系,它们必须是具有相同阶数的单整序列。可采用ADF检验判断序列的平稳性,本文运用EViews5.0软件对变量lnY、lnX、lnX、lnX以及它们的差分序列进行平稳性检验,以检验时间序列的平稳性,滞后项数P按照Akaike信息准则(AIC)来选取。检验结果如表2所示:

表2变量l

nY、lnX、lnX、lnX平稳性检验 变量

ADF检验值

置信水平

检验形式 (c,t,k)

结论

1%

5%

10%

lnY

-1.609621

-4.667883

-3.733200

-3.310349

(c,t,1)

非平稳

lnX1

-1.929069

-4.667883

-3.733200

-3.310349

(c,t,1)

非平稳

lnX2

0.134796

-3.920350

-3.065585

-2.673459

(c,0,1)

非平稳

lnX3

-0.471686

-3.959148

-3.081002

-2.681330

  (c,t,1)

非平稳

lnY

-4.122996

-4.728363

-3.759743

-3.324976

(c,t,1)

平稳

lnX1

-4.428411

-4.728363

-3.759743

-3.324976

(c,t,1)

平稳

lnX2

-2.639446

-3.959148

-3.081002

-2.681330

(c,0,1)

非平稳

lnX3

-1.991143

-3.959148

-3.081002

-2.681330

(c,t,1)

非平稳

lnX2

-5.062174

-4.004425

-3.098896

-2.690439

(c,0,1)

平稳

lnX3

-3.549247

-4.004425

-3.098896

-2.690439

(c,t,1)

平稳

由变量lnY、lnX、lnX、lnX的平稳性检验可得,lnY~I(1)、lnX~I(1)、lnX~I(2)、lnX~I(2),lnY和lnX为一阶单整序列,lnX与lnX为二阶单整序列,表明河北省贸易顺差Y与河北省高校数X及河北省高校教师专门教师人数X不存在长期均衡关系。

(三)granger因果检验

计量经济模型的建立过程,本质上是用回归分析工具处理一个经济变量对其它经济变量的依存性问题,但这并不意味着这个经济变量与其他经济变量之间必然存在着因果关系。对于高校人才培养与对外贸易发展之间的关系,要认清是高校的人才培养促进了对外贸易的发展,还是对外贸易的发展促进了高校的人才培养,或是二者互为因果关系。可以通过granger因果检验来进行判断。granger因果检验假定了有关y和x每一变量的预测的信息全部包含在这些变量的时间序列中,检验要求估计回归方程:

(1)

式中和是常数,为白噪声序列。如果不全为0,则称X是Y的格兰杰原因。由于granger因果检验对模型中变量所取得滞后期长短异常敏感,因此应避免滞后阶数选择的主观随意性。河北省对外贸易顺差Y与河北省高校毕业生人数X的granger因果检验结果如表3所示:

表3格兰杰检验结果

原假设

样本数

滞后期

F检验

P值

结论

X1 does not granger cause Y

16

1

14.4672

0.00219

拒绝H

Y does not granger cause X1

16

1

0.43755

0.51986

接受H

从表中可以看出,在5%的显着性水平下,河北省高校毕业生人数X是河北省对外贸易顺差Y的granger原因。 而河北省对外贸易顺差Y不是河北省高校毕业生人数X的granger原因。因此河北省高校人才培养与河北省对外贸易的发展只存在单向granger因果关系。

(四)高校人才培养对河北省对外贸易的长期影响状况弹性测度

由变量的平稳性检验可知,lnY和lnX均为一阶单整序列,运用EViews5.0软件,采用OLS法估计长期均衡方程,即协整回归lnY=lnX,斜率系数测度了Y相对于的X的弹性,即给定的X的百分比变化引起的Y的百分比变化。两变量的长期关系模型如下:

lnY=5.652458398+0.6214428655*lnX(2)

t=(6.927669)(8.198563)

R=0.817555D.W.=1.795057F-statistic=67.21644

用EG两步法对lnY、lnX两变量进行协整关系检验,对于两个协整变量来说,均衡误差必须是平稳的。为了检验其平稳性,将ADF检验法用于协整回归的残差,即用OLS法估计方程:,检验回归残差项是否为平稳序列,若是平稳的,则两变量是协整的,做出残差序列的时序图,如下图所示:

图2残差序列的时序图

根据残差序列的时序图,选用不包含常数项和时间趋势的项的检验方程。根据AIC和SC最小准则,确定最佳滞后阶数为1,残差的单位根检验结果:

表4残差序列的平稳性检验

变量

ADF检验值

置信水平

检验形式 (c,t,k)

结论

1%

5%

10%

-3.868376

-2.728252

-1.966270

-1.605026

(0,0,1)

平稳

检验结果显示,序列在1%的显着性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,因此可确定为平稳序列,即~I(0)。上述结果表明,lnY和lnX之间存在协整关系,协整向量为(1,-5.652458398,-0.6214428655),由此表明长期关系模型的变量选择是合理的,回归系数具有经济意义。计量模型中的斜率系数=0.621,表明从长期来看,河北省高校毕业生人数每增加1%,河北省对外贸易顺差增加0.621%。

(五)高校人才培养

对河北省对外贸易的短期影响状况弹性测度 根据格兰杰定理,如果两变量之间存在协整关系,那么一定存在误差修正模型的形式。ECM的思路是,若变量间存在协整关系,即表明这些变量间存在着长期稳定的关系,而这种长期稳定的关系是在短期动态过程的不断调整下得以维持。这是由于误差校正机制在起作用,防止了长期关系的偏差在规模和数量上的扩大。将长期关系模型中各变量的一阶差分形式重新加以构造,并将长期关系模型所产生的残差序列作为解释变量引入,用OLS法估计下面的方程:

(3)

对短期动态关系中各变量的滞后项,进行从一般到特殊的检验,在这个检验过程中,不显着的滞后项逐渐被剔除,直到找出最佳形式为止。通常滞后期在=0,1,2,3中进行实验。用表示协整方程的残差序列,建立如下误差修正模型:

lnY=0.01279543078+0.3348190806*lnX+0.2550760116lnY-0.784825793*e(4)

t=(0.194771)(2.438605)(1.062393)(-2.754431)

R=0.460318D.W.=2.087284F-statistic=3.127452

上述回归方程表明河北省高校毕业生人数的短期变动与河北省对外贸易顺差存在正影响。在短期,河北省高校毕业生人数每增加1%,河北省对外贸易增加0.335%。由于短期调整系数是显着的,表明河北省每年对外贸易顺差与其长期均衡值的偏差中的78%被修正。

三、结论

本文通过对河北省高校毕业生人数与河北省对外贸易顺差的协整分析,研究了河北省高校人才对我国对外贸易的正向服务作用。从分析中可以看出,高校人才培养与对外贸易的影响在长期和短期是不同的,长期的影响程度比短期有着明显提高。就河北省来看,国有企业改革与民营企业的迅速发展,吸收了大批高校毕业生,这批毕业生在实际工作中随着时间的退移,自身的人力资本得到逐渐提升,技术的逐渐娴熟与经验的不断丰富,通过“干中学”的作用,使这些毕业生经过一段时间之后对于外贸的影响作用更为明显。卢卡斯通过对克鲁格曼理论框架的修正,提出了模型解释了这一现象产生的原因。

河北省高校在服务经济方面,要转变观念、增强服务意识,深化对服务省内经济重要性的认识;加强高校与社会的广泛联系与合作,争取政府的更大支持,提高服务省内经济的能力,构建服务生态体系。在高校人才培养方面,高校应构建合理的人才结构,加强学科建设,根据河北省社会经济发展需要调整学科结构,在保证优势学科发展的基础上,适当淘汰一些不适应省内经济社会发展需要的专业。河北省高校应努力建立高校、政府、社会“三位一体”的保障机制,真正实现高校与社会的共赢。