人力资本计价模型研究综述

人力资本计价模型研究综述（7篇）

1.人力资本计价模型研究综述 篇一

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委托一代理模型下人力资本激励问题研究 作者：周 嵩 江 凯

来源：《沿海企业与科技》2007年第11期

[摘要]人力资本要素的激励问题影响到企业的经济效益，应该引起企业的重视。文章运用委托一代理模型，结合各种人力资本价值存量的差异，探讨企业如何设计合理的收入分配合同问题，以便对人力要素进行有效激励。

[关键词]人力资本激励；人力资本价值存量；委托—代理模型

[作者简介]周嵩，福州大学管理学院西方经济学2005级硕士研究生。福建福州，350002；江凯。福州大学管理学院，福建福州，350002

[中图分类号]F272.92 [文献标识码]A [文章编号]1007-7723(2007)11-0132-0003

2.人力资本计价模型研究综述 篇二

关键词：人力资本,经济增长,研究综述

一、人力资本概述

人力资本作为主要的生产投入要素之一,在现代经济增长理论中占有重要地位。因此人力资本理论的相关问题研究是国内外学者关注的热点。关于人力资本的概念,确切地说还没有一个准确的定义,人力资本理论创始人舒尔茨、贝克尔在人力资本的定义上也有细微的不同。总而言之,有以下几点是明确的:第一,人力资源是一切资源中最重要的资源,是一个人所拥有的体能、知识、技能等各种能力的综合体现;第二,人力资本的形成是一个长期投资的过程;第三,一个人所拥有的人力资本不是与生俱来的,而是通过后天学习接受教育获得的。因此,提高人力资本水平的核心是提高劳动者的素质,增加教育投资。

二、国内外研究现状

人力资本是一种生产性投资,其作用也大于物质形态的投资。各国的实践经验表明科学技术是第一生产力,科学技术首先要人才来掌握,其次更需要人才来提高科学技术水平,国家的经济增长其实是人才能力发挥的体现。人力资本作为一种生产要素,一方面直接对经济增长做出贡献,另一方面它又通过促进科学技术的进步来促进经济增长。

内生增长理论的主要观点认为:经济增长是经济系统内生因素作用的结果,而不是外部力量推动的结果,作为内生要素存在的技术进步是推动经济增长的决定因素。

名塞尔关于人力资本与经济增长的研究主要是建立了广为采用的人力资本收入模型。名赛尔提出著名的名塞尔收入函数,名塞尔模型的突出特点就是,受教育年限是收入的决定变量,因此受教育年限的数据可以被用来估计不同教育体系的国家的教育回报之间的比较。同时,名塞尔认为收入差别之所以发生是因为个人在人力资本质量上存在差异。

20 世纪90 年代中后期国内越来越多的学者专注于人力资本理论的研究。在对人力资本与经济增长的实证研究方面,有学者测算出人力资本投资对经济增长的贡献的非常显著的,也有关于该问题比较独特的看法。

温静的《人力资本投资与中国经济增长关系的实证研究》建立相应的经济增长与要素变量之间的关系模型。根据Solow模型和Lucass两部门内生增长模型的基本框架,构建人力资本外部性增长模型方程为:Yt=AtKtαLβHtχeε,该模型增加了随机扰动项相对是比较严密的。得出的结论是中国初等教育上的人力资本投资对经济增长的影响较大,而中高等教育的影响并不明显甚至出现负影响。

王芳等在《人力资本与经济增长关系的研究———对福建省的实证分析》一文中对福建省教育经费和地区生产总值之间的关系进行计量分析,以协整理论为依据,对该地区生产总值和财政教育经费年度统计进行实证检验。结果表明福建省经济增长与人力资本之间不存在协整关系,没有长期稳定的均衡关系。

李发昇和张维在《人力资本对经济增长的作用机理》一文看法比较独特,认为人力资本并不是直接的投入要素,将其作为投入要素进行定量分析得出的结论是有失偏颇的。文章中采用AK模型,把人力资本作为影响要素而非投入要素处理。得出的结论是人力资本对经济增长的作用主要是通过自身承载的智慧作用于创新、劳动工具承载的智慧作用于生产来实现的。

胡乔林和李思在《中国经济增长中人力资本作用研究》中在基本的内生增长模型及出生构建一个模型,得出结论,在经济增长中,人力资本对经济增长起着重要的作用,人力资本不仅内生于劳动投入的有效劳动(体现在人力资本存量方面),还具有显著的外部性作用(体现在人力资本水平方面),人均受教育年限增加,能较大幅度地提高产出量,从而有效地促进经济增长。

三、相关评述

尽管人力资本与经济增长的关系在理论上已经取得了较为一致的观点,即人力资本的积累有利于经济增长。但是我们可以看出在实证研究分析中还有一些问题的存在。

首先,人力资本指标的选取不一致,有些从投入的角度分析,有些是从产出的角度分析。从产出的角度分析,由于劳动者实际提供的人力资本与应得的报酬存在较大的差异。从投入的角度分析一般有这几种选择:政府的公共财政支出、各级教育的入学率、平均受教育年限和学历指数法等。一部分学者认为人力资本投资是指花费在受教育者身上的所有教育经费投入,一个劳动者的人力资本存量就等于他从受正规教育开始,到受最终教育层次毕业时,花费在他身上的所有教育经费总和。根据舒尔茨对人力资本的的定义,教育投资只是人力资本形成的多种形式之一,如果只考虑教育的作用,而其他投资要素进行综合估计,这样在测量人力资本对经济增长的贡献实际上就变成了测量教育对经济增长的贡献。在赵雪梅的《中国人力资本对经济增长的实证分析》一文对指标的选取就克服了这个问题。文中指出贝克尔通过论证指出:人力资本投资主要由教育投资、培训投资、卫生健康投资、人力资本流动投资构成。通过教育支出可以提高劳动力的质量,即提高劳动者的技术水平、工作能力、熟练程度,进而增加未来收益;卫生保健支出可以提高劳动者的身体素质,从而增强工作能力。因此如果分析中国经济增长与人力资本投资之间的关系,由于人力资本流动投资和培训投资的数据缺失,可以将教育经费和卫生总费用作自变量用来用。对于该模型的认识是完全可以将教育经费和卫生总费用这两者相加作为人力资本投资的变量,再选择合适的生产函数扩展模型。当然并不是说所有的人力资本投资变量的选取都应该按照这样的方法进行,如果研究的对象是整个国家,我们可以这样考虑,毕竟国与国之间人才的流动性还是低于国内人才流动性的。但是如果研究对象是某一地区比如某个省份,那么将教育经费作为变量就不一定能准确反映人力资本的投资了。比如陕西省作为中国继北京、上海之后的教育大省,但是有一点是明确的,教育经费的投资占相当大的比重,然而陕西省的经济发展却远远不及北上广地区。不像自然资源,教育成果即人才有着很强的流动性,陕西省财政支出支持发展教育事业,但是这个结果不是仅由陕西省享用的。所以这时候把教育经费作为人力投资的变量就不能准确反映人力资本与经济增长之间的关系,这时候我们可以选择用从业人员的平均受教育年限作为人力投资资本的变量来构建模型。

关于概念的选择问题。人力资本投入量有些论文定义成劳动力数量投入。本文认为这种方法是不妥当的。劳动力投入量反映的是参与劳动的人员,这些人员中包括接受过教育的和没有接受过教育的,未接受教育的劳动力所具有的劳动力是没有经过教育和培训的。卢卡斯的人力资本积累指的就是会引起外在效应的专业化人力资本的积累,并且他认为只有专业化的人力资本才是经济增长的“发动机”。因此,如果我们把未接受教育的劳动力不认为是人力资本投入的成分的话,那么在讨论人力资本对经济增长影响的模型中这个变量也是可以不加以考虑的。

其次,对于人力资本投资于经济增长关系是研究的方法比较多。在模型的选择问题上,大多数以道格拉斯生产函数及其扩展模型作为模型的基础。也有部分学者以一元线性回归来分析两者之间的关系。赵雪梅的《中国人力资本对经济增长的实证分析》运用格兰杰因果检验法检验两者之间的因果关系得出的结论是,教育费用那个和卫生总费用对中国经济增长具有促进作用,反过来经济增长也对教育费用和卫生总费用具有促进作用,它们之间具有双向促进作用。

3.人力资本计价模型研究综述 篇三

关键词：人力资本；外溢性；文献综述

一、引言

我国作为一个具有二元经济特征的发展中国家，当前正处在人力资本由农村向城镇转移的过程中。在过去的半个世纪里，农村人口呈井喷式的进入城市，对我国的农村、农业以及整个国民经济的发展产生了深刻的影响，然而，我们在对农村人力资本向城市流动的过程中所取得的成就表示感慨的同时，也不得不去正视大量农村人力资本的外溢，对我国农村经济以及农村教育事业的发展所带来的挑战。

二、农村人力资本外溢性的原因

（一）人力资本投资的非均衡性。人力资本作为一种准公共物品，具有较强的外部性。对于企业融资难、个人人力资本投资不足等问题，原本应该由政府出面来解决，但由于国家的财政政策更多的向城市倾斜，使得原本人力资本就极度匮乏的农村，人力资本得不到及时的弥补，反而加剧了城乡之间人力资本在质量和结构方面的差异。发展越是落后的地区，当地的政府以及家庭，越是缺乏对教育投入的动力，投资就越少，致使农村陷入了一种难以摆脱的恶性循环（王俐秀，2013）。

（二）农村人力资本的非农化。发展经济学家费景汉、刘易斯、张培刚等都认为：在发展中国家，农村人口的迁移在一定程度上推动了经济的发展。然而，这并不完全符合我国的现实情况，更不能解释我国大量农村劳动力涌入城市加剧城乡差距这一现状。王俐秀（2013）认为，这是由于他们认为城市与农村的劳动力是同质的，即劳动力的迁移和流动不需要人力资本积累。事实上，城乡发展各自所需要的劳动力是存在差别的，城市工业需要的是具有一定劳动技能和专业知识的劳动者，这样会吸引农村高素质的劳动力涌入城市，从而导致农村的人力资本存量进一步减少。

（三）城乡人力资本生存环境差异。就人力资本而言，它的独特之处在于，能够发挥当前作用的同时，需要不断寻找新的发展机会。这就要求有一个能够不断发挥作用的环境和机会，否则会导致现有人力资本的流失。同时也会导致由于“示范效应”的作用而带动其他人力资本外流（候风云，2006）。因此，城乡不同的人文环境和物质资本存量决定了人力资本生存环境和作用发挥的差异。

三、农村人力资本外溢性的影响

（一）对经济增长的影响。罗倩文（2010）强调农村人力资本外溢在优化农村劳动力再配置、提高农村居民收入、促进农村经济发展这三个方面的影响效应，证明了农村人力资本外溢对城乡经济的重要影响。蔡昉（2003）在关于人力资本外溢对经济增长的贡献的研究中发现，农村人力资本外溢对我国GDP的贡献率有近二十个百分点。胡兵、赖景生估算出 1980—2003 年间农业劳动力转移对经济增长的平均贡献率为 17.126%，超过了劳动投入对经济增长的贡献率10.85%。农村人力资本外溢会促进流入地的经济增长，对流出地的影响则很少。上述学者在测算人力资本对一个企业、区域或国家经济增长的作用时，仅仅是从静态人力资本存量的角度入手进行研究的。

（二）对城乡经济发展的影响。从现有文献来看，只有李小芳（2007），候风云（2007），霍丽、惠宁（2008），是从城乡角度入手，来探讨城乡不同的人力资本积累及流动状况对我国城乡差距产生的重要影响。陆铭、陈钊（2004）构建的人口流动模型表明：中国的城市化过程对城乡收入差距产生了两种方向完全相反的作用，并且其净效应不能确定。李小芳（2007）在卢卡斯模型的研究框架下，通过构造人力资本溢出效应的城市与农村双区域模型，分析了人力资本在城市的内溢性和在农村的外溢性。侯风云（2007）采用协整检验的统计分析方法，对农村人力资本外溢与城乡差距的关系进行实证检验。研究成果证明，农村人力资本外溢对中国城乡差距的影响很大，农村人力资本外溢每增加1%，中國城乡差距就会增加0.014%。霍丽、惠宁（2008）借鉴“中心—外围”理念，结合知识溢出和人力资本集聚，认为人力资本的集聚会带来新一轮的知识技能的扩散，同时会引发新一轮知识技能的集聚，更全面地阐释了人力资本在农村的外溢性和在城市的内溢性。

（三）对农村教育投入的影响。农村劳动力的持续大规模流动，从两个方面引起了农村地方政府教育投入与收益出现明显的非对称性。谢童伟，吴燕（2013）认为，一方面，教育投入体制具有显著的属地性质，从农村流出的劳动者的教育投入来源于农村地方政府财政。这使得城市地方政府无需对该部分劳动力进行教育投入，而使农村地方政府的教育投入因高素质劳动力的流出得不到相应的回报。另一方面，在这种体制下，义务教育经费负担结构不合理。2001年以后，农村义务教育经费投入体制改革为“分级管理、以县为主”，该体制极大的制约了农村教育的发展。在政府所负担的义务教育经费中，大部分的投入是由财政能力最薄弱的县级政府来承担，而中央、省级的投入较少。人力资本的外流造成农村的教育投入力度与其对当地经济的贡献程度并不对应，加上城乡原有教育差距的存在，又进一步加深了教育不公的程度，教育贫困陷阱的存在就成为必然。

四、研究述评及展望

综合上述文献回顾，对于此问题的探讨已成为人力资本理论的研究热点，极具理论和现实意义。第一，肯定了我国工业社会转变过程中剩余劳动力转移发挥的重要作用；第二，从上述研究可以看出，我国学者已经注意到了农业发展过程中，农村劳动力选择性转移隐藏的问题，开始探讨我国在工业社会转型中可能存在的问题。但另一方面，当前学术界对该问题的研究仍有以下几个问题：一是研究只验证了人力资本对经济增长的贡献，但很少结合地区增长差距与流动人口中的人力资本差异。二是从人力资本流动的异质性出发，研究城乡差距的文献较少。三是文献中对流动效应的研究大多为定性的，涉及实证研究的较少。很少有文章从流入、流出地两方面入手，对人力资本的溢出效应进行量化分析。

总之，根据现阶段文献资料，未来对以上几方面问题的研究显得尤为迫切。在理论研究上，由于对农村人力资本外溢性的研究所涉及的领域较广，因而需要从多个方面进行审视。

参考文献：

[1] 侯风云，张凤兵.农村人力资本投资及外溢与城乡差距实证研究[J].财经研究，2007，（08）.

[2] 霍丽，惠宁.城乡人力资本的溢出效应研究[J].人文社会科学版， 2008，（06）：17-21.

[3] 谢童伟，吴燕.农村劳动力区域流动的社会福利分配效应分析——基于农村教育人力资本溢出的视角[J].中国人口·资源与环境，2013，（06）：59-65.

4.人力资本计价模型研究综述 篇四

人力资本是指存在于人体之中的具有经济价值的知识、技能和体力 (健康状况) 等质量因素之和, 已成为一国财富的重要组成部分, 主要原因是人力资本不仅能形成自身递增的收益率, 而且能使物力资本等其他投入要素形成递增的收益率, 从而促进整个社会的经济增长。2006年山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南六省组成中部六省, 成为我国四大经济板块之一, 实行补位、错位发展, 加强区域合作从而开启“中部崛起战略”。在大量资本投入和国家政策倾斜的有力条件下, 2011年中部六省先后全部跻身“万亿元俱乐部”, 中部六省的区域战略进入新的发展时期。但是各省依靠大量自然资源、物质资本和低端劳动力的要素驱动型经济增长方式毕竟是不可持续的, 人力资本作为一个国家或地区新的经济增长引擎, 应当得到充分重视。

现代人力资本理论的建立始于Schult (1962) , 他首次系统阐述“人力资本理论”, 提出“人力资本投资”概念, 并将人力资本纳入经济增长的研究中[1]。到了20世纪80年代, 新经济增长理论中以Romer ( 1986 ) [ 2 ]和Lucas (1988) [3]为代表的经济学家通过构建以人力资本为内生变量的内生经济增长模型, 研究发现人力资本是经济增长的主要因素, 它们使整个经济的规模收益递增从而保证着长期经济增长。国内学者基于上述理论和模型也进行了不少实证分析。靳卫东、张柏良 (2008) 通过因果检验和协整性检验, 发现人力资本与经济增长之间存在因果关系, 且代表人力资本水平的人力资本投资在长期和短期内都可以促进经济的增长[4]。王小鲁、樊纲等 (2009) 通过重构卢卡斯模型, 运用受教育年限法计算出各年的人力资本存量, 着重分析人力资本及其外溢效应[ 5 ]。焦斌龙、焦志明 (2010) 采用支出法和永续盘存法估算出我国1978 ~2007年的人力资本存量, 认为人力资本是驱动经济发展方式转变的核心动力[6]。吴华明 (2012) 构建劳动力数量和质量分解模型, 分析得出我国物质资本和人力资本对经济增长的贡献差异不大, 而人力资本的投资效率远高于物质资本的投资效率[7]。赵显洲 (2012) 则采用受教育年限法估算人力资本存量, 并基于卢卡斯的人力资本外部性内生增长模型进行实证分析, 研究发现中部六省的人力资本投入与经济增长呈正相关关系, 但人力资本对经济增长的贡献远低于物质资本的贡献, 同时各省的人力资本利用效率存在较大差异[8]。刘瑛、熊先承则通过最小二乘法分析江西省人力资本与经济增长的关系, 发现江西省的区域人力资本每增1%, 江西省GDP就将增长0. 3800%[9]。

通过比较上述研究结果发现, 国内外学者对基于内生增长理论的区域经济增长要素、内在机制和经济增长方式进行了许多实证研究, 但因模型和变量估算方法的不同而使得结论存在较大差异, 且对人力资本的研究主要是国家层面的, 对中部六省这个经济板块的整体研究相对较少。因此本文将采用1996 - 2011年中部六省各地区的相关面板数据, 构建人力资本外部性模型 (Lucas模型) , 通过探讨中部六省人力资本与经济增长的关系以及人力资本对经济的增长效应研究, 为如何实现中部地区经济的持续增长提供一些建议。

二、模型与数据说明

(一) 模型的构建

以Schultz (1970) 和Becker (1962) 的人力资本为基础, 卢卡斯建立了人力资本外部性模型。其模型的基本形式如下:

对模型线性化, 不仅有利于消除数据中可能存在的异方差和多重共线性, 而且便于分析模型的参数:

其中Yt是以1996年为不变价计算的中部六省各省支出法地区生产总值, Kt是通过永续盘存法以1996年为不变价计算的各省的物质资本存量, Ht表示人力资本存量, ht表示人力资本水平。α为物质资本存量弹性系数, β为人力资本弹性系数, γ为人力资本水平弹性系数, 表示人力资本外溢的效应。

(二) 指标与数据说明

本文所需的数据主要来源于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》和中华人民共和国国家统计局数据库等, 确保了数据的真实性、可靠性和权威性。

1. 总产出。对总产出的度量采用地区生产总值 (GDP) 指标, 并通过GDP指数来剔除价格变动的因素, 计算出以1996年为不变价的实际GDP。

2. 物质资本存量。各地区的物质资本存量无法直接从统计数据中获得, 通常采用Goldsmith在1951年提出的永续盘存法, 即Kt= It + ( 1 - δt ) Kt - 1, It 为t期内的资本形成总额, δt为t期内各固定资产的折旧率, 均取值为5%, Kt为t期内的固定资本存量。本文通过估算各省基年资本存量 (K96) , 并通过永续盘存法计算出中部六省1996 -2011年的固定资本存量。

3. 人力资本存量。人力资本存量的计算, 通常采用受教育年限法, 其计算公式为, 其中i = 1, 2, 3, 4, 5, Ti分别表示文盲半文盲、小1学, 初中, 高中和大专及以上的劳动人口的受教育年限, 分别为0, 6, 9, 12, 16年, Ni表示各阶段受教育劳动人口占年末社会从业人口的比重。ht为人力资本水平, 即人力资本存量除以年末从业人员。

三、实证分析

(一) 面板数据协整分析

对模型进行估计时, 考虑到中部六省各省的面板数据回归模型的结果会因自变量的选择而产生差异, 而重要变量的遗漏或是冗余变量的设置, 都会严重影响到回归结果的可行性, 且时间序列的非平稳性还有可能导致“虚假回归”问题的发生。因此, 为了排除这些干扰因素, 提高回归的准确度, 本文先将通过单位根检验、协整检验, 再采用非平稳面板数据的面板误差修正模型进一步进行检验, 处理结果具体如下。

1. 面板单位根检验

单位根检验是检查序列平稳性的最常见最标准的方法, 本文采用LLC检验、IPS检验、ADF -Fisher检验和PP -Fisher检验分别对中部六省1996到2011年的地区生产总值、物质资本存量、人力资本存量和人力资本水平的原序列和差分序列进行了面板数据的单位根检验。检验结果见下表1。

注: 括号里为估计量的 p值。

从表1可以看出, 在5%的显著水平下的单位根检验中, 中部六省1996 -2011地区生产总值、物质资本存量、人力资本存量和人力资本水平的原序列都不能拒绝原假设, 即认为存在单位根。再对其一阶差分序列进行检验, 发现人力资本存量和人力资本水平的一阶差分序列均拒绝原假设, 认为不存在单位根, 即人力资本存量和人力资本水平的一阶差分序列平稳。而地区生产总值和物质资本存量的一阶差分序列均不能拒绝原假设, 认为存在单位根。最后对地区生产总值和物质资本存量的二阶差分进行检验, 结果表明均拒接原假设, 认为不存在单位根, 即地区生产总值和物质资本存量是二阶差分平稳序列。总之, 中部六省各省的人力资本存量和人力资本水平的面板数据为一阶单整, 而地区生产总值和物质资本存量是二阶单整, 面板数据不是同阶序列平稳。

2. 面板协整检验

本文主要应用Pedroni (1999) 构造的7个检验面板数据变量协整关系的统计量来判断变量间是否存在协整关系。检验结果见下表2。

从表2看出, 只有Panel v -Statistic、Panel PP Statistic和Group ADF - Statistic这三个统计量在10% 的显著性水平下接受了存在协整关系的假设。但是由于地区生产总值、人力资本存量、物质资本存量和人力资本水平的面板数据是不同阶序列平稳, 所以结果存在一定不可靠性。因而进一步采用Johansen和Jusclius的似然比检验方法 ( 简称JJ检验) 。检验结果见下表3。

从表3可以看出, 1996 -2011年中部六省的生产总值、物质资本存量、人力资本存量和人力资本水平在5%的显著性水平下认为存在两种协整关系, 故可认为存在长期协整关系。

3. 面板数据DOLS分析

在面板协整检验的基础上, 为了对协整系数进行有效估计, 本文采用了Pedroni (2001) 的组间面板DOLS方法进行面板系数估计。首先对中部六省总体进行协整估计, 其结果如下表4。

由上表4可知, 这些系数都落在95%的置信区间内, 其中物质资本存量的弹性系数为0. 41, 人力资本存量的弹性系数为1. 26, 是物质资本存量的弹性系数的3倍, 人力资本水平的弹性系数为0. 27。从长期来看, 人力资本增长对经济增长的促进作用很显著, 即人力资本每增加1%的投入, 将带动经济增长1. 26%。

根据 (4) 式, 进一步对中部六省进行分析, 结果如下表5。

根据上表中部六省面板协整系数估计结果可知, 各省物质资本和人力资本对经济增长的弹性系数存在较大差异。其中安徽省的物质资本弹性系数最低, 而湖北省、河南省和湖南省的物质资本弹性系数均高于0. 40, 表明这些省份的经济增长对物质资本存量的提高更加敏感。山西省的人力资本弹性系数为1. 8, 是六省中最高的, 其次是河南省、湖南省、安徽省和湖北省, 这些省份的人力资本弹性系数均高于1, 表明人力资本是富有弹性的, 对加大对这些地区的人力资本投入, 将会大幅促进这些地区的经济增长。中部六省中, 江西省的人力资本弹性系数最小。各省的人力资本水平的弹性为正, 表明这些地区的人力资本在经济增长中存在正的外溢效应。

(二) 模型变量对经济增长的贡献分析

在估计出中部六省物质资本存量、人力资本存量和人力资本水平相对应的弹性系数基础上, 可以计算中部六省1996 -2011年物质资本存量、人力资本存量和人力资本水平对经济增长的贡献率, 结果如下表6。

(单位: %)

从表6可知, 1996 -2011年中部六省除安徽省外, 各省物质资本存量的贡献率远远大于人力资本存量和人力资本水平的贡献率。物质资本贡献率由高到低依次为湖北省、江西省、湖南省、河南省、江西省和安徽省, 表明研究时限内中部六省经济发展主要是依靠物质资本投入来拉动经济增长, 其产业类型主要是资本密集型产业, 但是人力资本存量对经济增长贡献率大体超过20%, 可见人力资本对经济增长的影响非常显著。

从1996 -2011年中部六省的人力资本贡献率来分析, 各省之间存在较大差异。山西省和安徽省的人力贡献最大, 均超过了40%, 表明增加人力资本存量对经济增长有显著促进作用。尤其是山西省, 人力资源在中部六省中最少, 而其人力资本贡献居于前列, 主要因为山西接受高中及以上教育人口占总人口比例在中部六省中最高, 同时说明在研究时限内山西省劳动力资源的利用效率较高。而河南省作为中部六省第一人口大省, 劳动力资源十分丰富, 但由于文盲半文盲及接受小学教育的人口比例大, 且农村人力资本质量很低, 严重导致了其经济发展中的诸多问题, 且各层次人力资本发展不均衡, 尤其是高智能、高技术劳动力所占比重很小, 最终使得人力资本贡献率为32. 79%, 在中部六省中居于中列, 表明劳动力资源未达到充分利用。湖南省是中部地区第二人口大省, 就业人员也是中部第二, 人力资源十分丰富, 并且人均人力资本水平在中部六省中最高, 但人力资本贡献率在中部六省中排名第四, 这与其大力发展建筑、装备制造、钢铁有色等支柱产业, 依赖物质资本投资密不可分。湖北省作为我国教育大省, 科研院校众多, 而人力资本贡献率在中部六省居于第五位, 这与该地区高等教育人才大量外流密不可分。江西省由于人力资本水平和劳动力资源在中部六省均排名较靠后, 因而人力资本贡献率最低, 主要原因为江西省初中、小学及以下受教育者人口比例偏大, 高等教育发展滞后, 缺乏高层次人力资本, 人力资本发展总体水平低下, 且江西省物资资本贡献率为超过60%, 说明江西省的经济增长严重依赖物质资本投入, 是典型的高耗能、高投资的经济增长模式。从人力资本水平贡献率的贡献率来看, 江西省的人力资本水平的贡献率最高, 其次为湖南、湖北、河南、安徽和山西。各省的人力资本水平因弹性系数为正, 因而贡献率也为正, 表明中部各省的人力资本均有正的外溢效应。而江西省的人力资本水平的贡献率高出教育大省湖北12. 38个百分点, 高出山西近19个百分点, 说明研究时限内山西的人力资本外溢效应有限。

通过分析中部六省1996 -2011年人力资本等要素的贡献率, 可以发现大部分省份的人力资本对经济增长有显著的促进作用, 但人力资本投入不足和利用效率低仍旧是影响人力资本贡献的关键原因。

四、总结与建议

通过上述实证研究, 我们可以发现中部六省的经济增长主要是依靠物质资本存量来拉动经济增长, 且各省人力资本水平及其对经济的增长效应存在较大差异, 总体上利用效率不高。为了更好的发挥人力资本对经济增长的促进作用, 我们提出以下建议:

( 一) 合理调整人力资本与物质资本的投资比例。根据“木桶原理”, 在经济的增长中, 物质资本和人力资本只有在适当的比例才能最大限度的优化经济生产, 过分强调其中一方都会损失效率, 江西省需改变物资资本、人力资本投入不平衡的现状, 加大人力资本的投入。

( 二) 完善教育体系, 促进城乡教育资源均等化。教育是增加人力资本的重要途径, 大力发展农村教育、职业教育和高等教育, 有利于加快中部六省的工业化进程和产业结构升级, 对于提高人力资源利用效率、满足企业对高等教育人才的需求十分有利。同时, 由于一直以来江西省和河南省政府对教育的投资力度较小, 尤其是农村教育, 因而加大农村教育的投入力度是当务之急, 这将显著提高该省人力资本水平。

(三) 重视人才, 建立人力资源配置机制和人才引进机制。人才素质是一个国家或地区发展的关键要素, 欠发达地区更应该重视人才的培养和积累。湖北作为我国的科教大省, 高校毕业人数高于全国平均水平, 远远领先于其他各省, 但严重的人力资本外逃及人力资本的利用效率不高, 导致其人力资本的贡献率较低。

(四) 完善人才培养机制, 改善人力资源供求结构失衡的现状。科学合理的人力资源配置可最大限度地实现人尽其才, 才尽其用, 使每个人的才智和潜能都得到充分的发挥。

参考文献

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[8]赵显洲.人力资本与中部地区经济增长——基于卢卡斯人力资本外溢模型的实证分析[J].现代经济探讨.2012. (5) .

5.人力资本计价模型研究综述 篇五

关键词：人力资源,流失效应,复杂网络,AHP

每一个员工在机构中都是独一无二的,员工的离职会带来信息和功能上的缺失。我们建立并利用了一系列的模型来研究人力资本和流失效应。

其中,机构的“流失效应”是指当离职或退休的员工被顶替时所导致的动荡。人力资本是指劳动者受到教育、培训、实践经验、迁移、保健等方面的投资而获得的知识和技能的积累,亦称“非物力资本”。由于这种知识与技能可以为其所有者带来工资等收益,因而形成了一种特定的资本——人力资本。

1 分层复杂网络模型

1.1 基于分层复杂网络模型的人力资本网络的构建

本文以拥有370名员工的某集团为例研究,根据该集团的组织结构图和统计数据,以员工为节点(有权重),节点间连线表示有直接合作关系,从而综合评定该员工在集团中所含有的价值,构建出三层相互联系的网络图。

为了方便研究,将该人力资本网络进行分层:节点权重为0~2的为底层员工;节点权重为2~5的为中层干部;节点权重在5以上的为高级干部。

1.2 网络拓扑特征分析

聚类系数是表示一个图形中节点聚集程度的系数。在人力资本网络中,聚类效应表现为同一部门员工晋升同一职位的可能性。网络密度指的是一个网络中各节点之间联络的紧密程度。两个特征参表明,在该人力资本网络中,整体的连接较为密集,局部网络的聚类系数比较高,说明网络中可能存在很多联系紧密的小团体,在团体内部员工之间的关系非常紧密,形成了良好的合作关系,营造了良好的员工氛围。

2 人员流动效应的网络动态过程分析

2.1 基于贝叶斯网络的流失效应评价

集团运营环节基本固定,但企业与员工在满意度等方面的选择是不确定和双向的,因此本文建立两层一级指标研究流失效应:过程、结果,而二级指标则将通过对各环节的细化进行分析。

下面使用贝叶斯网络对集团进行人力资源管理的评价。步骤如下:1.定义要解决的问题2.选取合适的度量元即评价指标3.确定网络拓扑结构及各变量的状态空间4.确定各变量在状态空间的概率分布5.输入证据,进行推理,得到结果。

本文将评价指标体系中的二级指标作为度量元,即贝叶斯网络模型的结点。根据指标间的相互依赖关系,得出人员流失效应评价的贝叶斯网络拓扑结构图。

我们采用经验知识给定每个结点三个状态,1、2、3分别对应优、良、差三个级别。

设D为结点集的一个子集,且D1,……,Dm相互独立。根据极大似然原则,寻求一个网络结构使之在D的联合概率密度上取得极大值,令Pw(D) 为结点集的联合概率密度,其网络结构的联结概率: W =(Wijk) ,Wijk为第i个结点在其父结点取第j个状态时第k个状态的概率,而函数Ln(Pw(D)) 是Pw(D) 的严格递增函数,求不使Pw(D) 达到极大就等价于求Ln(Pw(D)) 达到极大。

采用梯度下降的方法,首先计算Ln(Pw(D)) 对Wijk的偏导数,再求和。

Zi1= k表示事件的第i个结点处在第k个状态,Zi2= j表示事件的第i个结点的父结点还处在第j个状态,Zi=(k,j) 表示事件的第i个结点在第k个状态且第i个结点的父结点在第j个状态。

通过以上公式的计算得出结论:当人员流失效应较高时,可以推知是哪一项指标影响最大,从而得知该环节的工作做的不够,同时,也可以推知哪项指标对最终的人力资源管理人员流失效应水平的影响更大。

2.2流失效应定量分析

令C(t)为预计第t年企业雇员流失产生的总成本;D1D3T属于一次性支付成本,D2是企业每年平均给雇员的培训成本。R(t)为第t年企业雇员流失带来的总收益;i为折现率;以第t年时间为基准,则总成本可以表示为:

依据动态模型分析,若NP(t)≥0则从长远来看,雇员流动对企业利大于弊,企业应在人力配置上更加灵活,对于雇员的流动政策应更加宽容。若NP(t)< 0则雇员流动对于企业的长远发展不利,企业应慎重对待雇员的流动。

3 基于马尔科夫模型的人力管理预算分析

人力资源预算包括三部分:取得人力资源预算(招聘预算、选拔预算、录用预算);维持人力资源预算(工资及奖金预算、劳动保健预算和人事管理部门的日常预算);开发人力资源预算(医疗和保险预算、培训预算、激励支出预算)。

设企业中所有职工分为k类。pij表示从j类向i类转移的人员占j类原有人员数的比例,即转移概率。由此构造的一次人员转移概率矩阵为:

根据企业年底的各种类人数和上述的人员转移概率矩阵,预测第二年及以后各年的企业人力资源的供给数:()= (- 1)?+ (),()=[(),(),?()],

ni(t)为时刻t时i类的人数;ri(t)为在时间(t-1,t)内i类所补充的人数。

由此模型可以推算出该集团第二年的人力供给情况,以及第一年和第二年的招聘费和培训费用预算。

4 基于蒙特卡罗模拟的仿真分析

蒙特卡罗方法也称为随机模拟,收敛性和误差是其主要的研究对象。

4.1 收敛性及收敛速度

蒙特卡罗方法常以随机变量θ(ω) 的子样本

4.2误差估计

我们还应该考虑观察字样中一个元素的工作量C。设新的方法相应的工作量为C1,于是总工作量W和W1分别为NC和N1C1,其比值为。所以,σ2C越小的方法人力资本的健康度越大。

分析可知,中层干部在公司的整个团队中起了重要的支撑作用,且公司对中层干部投入了相对较多的培养资本,而这部分领导的流失率恰恰最高,若不及时控制中层干部的流失,将会对整个公司的利益产生重大影响;对于员工的流失,公司要付出更多的代价,增加了对人力资本的投入,而流失掉人才,却又不及时进行人才的填充,将会导致投入的人力资本得不到回报,从而对公司的利益造成更大的亏损。种种原因导致每个岗位的人力资本价值不断动荡,对人力资本的健康度也会产生严重的影响。

参考文献

[1]李林.分层网络技术及其应用研究[D].湖南大学,2001.

[2]邵伟.蒙特卡罗方法及在一些统计模型中的应用[D].山东大学,2012.

[3]孙红丽,何永贵,张文建,韩月娥.马尔科夫模型在企业人力资源供给预测中的应用[J].华北电力大学学报,2004,31(5).

[4]孙晓华,戚振东,段兴民.企业人员流失的成本——效益动态控制模型分析[J].人才与教育,2006(9).

[5]舒艳华.基于贝叶斯网络的人力资源管理评价模型的研究[D].合肥工业大学,2006.

[6]E.Salas,N.J.Cooke,and M.A.Rosen.(2008).On Teams,Teamwork,and Team Performance:Discoveries and Develop-ments[J].Human Factors:The Journal of the Human Factorsand Ergonomics Society June 2008 vol.50 no.3 540-547.

6.人力资本计价模型研究综述 篇六

20世纪60年代美国经济学家舒尔茨提出了“人力资本”理论, 并强调其在经济增长和制度变迁中的重要作用。同时, 人力资本在企业中的重要地位和作用日益受到关注, 对企业理论和公司治理结构产生重大影响, 人力资本产权理论开始挑战传统的公司治理结构理论。20世纪80年代以后, 国内学者把人力资本产权引入到公司治理结构的研究中。譬如:张维迎 (1995) 认为企业是包括人力资本在内的要素的一个“合约”, 但非人力资本具有“抵押性质”是企业风险的承担者, 相比而言, 人力资本无此特征, 故此, 非人力资本应享有公司控制权;周其仁 (1996) 提出“企业是人力资本和非人力资本的一个特别合约”, 企业里享有同样的产权, 不应仅是非人力资本所有者;方竹兰 (1997) 则指出非人力资本在现代经济中容易退出企业, 人力资本的专用性和团队化则使其成为真正风险承担者, 因而应“劳动雇佣资本”;杨瑞龙等 (2001) 进一步提出拥有企业最有价值资源的所有者是其真正的控制者;杨继国 (2002) 认为人力资本所有者与非人力资本所有者都是企业所有者, 企业治理的目标是“保护所有者利益”;葛玉辉 (2005) 论述了人力资本产权将成为公司治理的核心主体, 并丰富了谈判控制理论。

上述结论表明此理论体系正逐渐走向成熟过程, 但缺乏必要的实证分析, 尤其未能进行诸多因素对比以表述人力资本在公司治理结构的核心地位。为此, 我们基于公司内部机制和外部环境, 引入层次分析法, 对其进行比较评析。

二、模型构建

层析分析法 (Anzlytic Hierarchy Process, 简称AHP) 是由美国运筹学家T·L·Saaty等人于20世纪70年代提出的, 是一种以递阶层次构建模型求得每个目标权重, 进而解决多目标复杂问题的定性和定量相结合的优化决策的方法。

1、指标选取, 建立评价体系

根据公司治理结构的总体情况, 将其分成三个指标, 包括公司内部因素 (不包括人力资本) 、公司外部环境和人力资本。为了详尽描述各个指标, 又进一步设计二级指标, 建立AHP模式的指标评价体系 (见图1) 。

2、模型的求证

首先, 发布30份企业调查表, 根据收回的27份表进行分析, 对各因素赋值, 选用规范列平均法计算权重;其次, 通过管理运筹学软件求证各个数据间的关系。

(1) 第二层层次分析。根据各自指标的相对重要性, 利用软件获取各自相对权重 (见表1) 。

(2) 第三层层次分析。同理, 归纳各个指标相对重要性得分, 得到每个指标相对权重 (见表2) 。

(3) 第四层层次分析。初步筛选的业绩已成熟的A、B和C三个上市公司的内部管理状况、运营能力和所处环境均比较理想。从总体上看, 三个公司发展都处在企业经营的较佳阶段, 且外部市场制度比较健全, 企业内部机制也相对的稳定, 其产品市场占有率也较高。

根据各个公司的基本情况, 参考调查信息对其重要性的判定, 利用判断值, 凭相关技术得出每个公司对公司治理结构各个指标的特征向量 (见表3) 。

3、一致性检验

两两比较矩阵的元素是通过两个因素比较得到的, 但在很多此类比较中, 往往出现不一致的结论, 另外, 因素越多也就是两两比较矩阵维数越大时, 判断一致性就越差, 故应放宽对高维两两比较矩阵一致性的要求, 于是就引入修正值RI (1) 。由公式得:

式中:CI、λmax、n、CR和RI分别代表一致性指标、最大特征解、向量维数、一致性率和自由度指标。

(1) 权向量一致性检验。归纳整理计算的结果 (见表4) 。

根据上表结果, 又因n=3时随机一致性指标RI=0.58, 所以上面的CRπ0.1、CIπ0.1均可一致性检验通过。

(2) 组合权向量的一致性检验 (见表5) 。

同理, n=3时随机一致性指标RI=0.58, CI的值为0.010和CR的值为0.017, 进而CRπ0.1、CIπ0.1层次总排序一致性检验通过。

4、评价结果分析

根据表中数据, 可计算出3个公司治理结构的综合评价值分别为 (见表6) :

通过比较可知公司C治理结构的得分 (权重) 最高, 公司B得分次之, 公司A得分最少。故应该选择公司C, 通过权衡其是最优方案。我们进一步考察企业内部因素、人力资本和企业外部环境对各公司的得分, 不难发现C公司最优恰恰是人力资本在其中占将近75% (见表6) , 而在别的方面却略逊其他公司, 可见人力资本在公司治理结构中处于核心地位。究其缘由有以下三个方面。

(1) 随着科学技术的发展和企业制度的变迁, 人力资本在企业财富创造中的作用日益重要。人们愈来愈认识到人所拥有的知识和技能通过管理和技术创新给企业带来的价值是不可忽视的。另一方面, 人力资本已成为企业成功至关重要的因素, 企业的绩效主要取决于人力资本所有者的积极性和主观努力程度。这实际上是人力资本所有者作为企业财富的真正创造者这一内在本质在企业产权契约和治理结构上的逐步体现。

(2) 企业的本质在于它是一种团队生产或长期合作的集合, 而企业的团队本质既表现为人力资本与其他因素间的相互依赖, 又表现为人力资本间的相互合作。企业的价值是人力资本与企业内部和外部间的高度整合, 任何一方的随意退出或机会主义行为都可能使对方的利益遭受损失, 从而影响企业价值的实现。

(3) 企业绩效是由企业拥有的物质资本与人力资本能力存量以及产权、竞争、合作、治理机制等内外部制度环境综合决定的。其中, 能力是决定企业绩效的内因, 制度是影响企业绩效的外因, 但是, 当制度处于失衡或严重非均衡状态时, 制度的创新或变革就可能成为企业绩效的决定因素。新经济时代, 人力资本将消融物质资本, 体现在现代企业制度中, 就是以拥有知识的人力资本的激励和约束为中心, 确立利益相关者人力资本产权的价值, 以人力资本制度改革为突破口。

三、结论

基于人力资本的公司治理模式肯定了人力资本的核心地位, 是对传统“股权之上”模型的突破, 但是这种治理模式是都对传统治理理念的创新, 同时也肯定了人力资本在企业财富创造过程中的重要作用。人力资本理论研究表明, 经济增长中总产出的增长比要素投入的增长更快的直接原因是人力资本的投入增长。人力资本不仅在企业的产出中发挥着重要作用, 而且对企业的制度建设也产生重大影响。因此, 不仅要将人力资本因素纳入企业的经济增长模型进行定量研究, 也要将人力资本作为一个企业制度要素来研究;同时, 将人力资本纳入公司治理体系进行研究, 不仅是公司治理理论和实践发展的趋势, 也是人力资本理论发展的要求。最后, 对于人力资本的股权结构的设计本文未进行研究, 这也是将来需要深入探讨的问题。

修正值RI表

参考文献

[1]冯子标、焦斌龙:人力资本参与企业收益分配:一个分析框架及其实现条件[J].管理世界, 2004 (3) .

[2]严若森:人力资本专用化的内生公司治理研究[J].中国工业经济, 2005 (1) .

[3]葛玉辉:人力资本产权化挑战公司治理理论[J].上海理工大学学报, 2005 (3) .

[4]杨继国:人力资本产权:一个挑战公司治理理论的命题[J].经济科学, 2002 (1) .

[5]罗能生、洪联英:人力资本产权优化与公司动态治理[J].财经理论与实践, 2004 (5) .

[6]方竹兰:人力资本所有者拥有企业所有权是一个趋势经济研究[J].经济研究, 1997 (6) .

[7]周其仁:市场里的企业:一个人力资本与非人力资本的特别合约[J].1996 (6) .

7.人力资本计价模型研究综述 篇七

关键词：农民工,职业,人力资本,Logistic模型

一、引言

十八大报告提出要推动实现更高质量的就业。更高质量的就业包括充分的就业机会、公平的就业环境、良好的就业能力、合理的就业结构、和谐的劳动关系[1]。劳动者的就业职业决定着其就业环境、影响着就业收入,进而影响其社会地位和就业质量的提升。与城市居民相比,农民工就业职业层次较低、就业环境较差、收入不高已成为不争的事实[2,3,4,5,6]。因此,合理的就业职业结构对于提升农民工就业质量乃至所有劳动者的就业质量至关重要。

2011年流动人口动态监测数据显示,农民工多集中在生产操作类和商业服务类等劳动密集型职业。农民工的这种职业分布,一方面是由于中国城市劳动力市场存在多重分割,限制了农民工进入某些职业就业,另一方面则是因为进城农民工的人力资本水平低,难以胜任高技能要求的职业[7]。而在被多重分割的城市劳动力市场下,农民工所在的次级劳动力市场比较接近完全竞争市场,职业选择主要还是受农民工自身人力资本的影响。从根本上说,目前农民工总体文化程度不高、缺乏职业技能,是造成农民工职业选择和就业空间狭小,低收入、无保护的弱势地位,以及就业竞争和替代能力不强的主要原因[8]。随着产业结构的进一步升级,受自身低水平人力资本的限制,农民工将可能再次面临更为严峻的结构性失业难题。所以,农民工要改变自身社会地位的重要途径就是要获得更高层次的职业,而要获得更高层次的职业必须不断提升自身的人力资本水平。

关于人力资本对农民工职业选择的影响,目前已有部分研究成果。学者们通过实证研究得出受教育程度、年龄、职业培训经历、城市工作经验等人力资本因素对农村劳动力非农就业和农民工职业选择有显著影响。但是他们都没有考虑流动范围以及流入地对农民工职业选择的影响。笔者依据2011年流动人口动态监测数据,在前人研究的基础上,加入流动范围和流入地两个变量,考察性别、年龄、受教育程度、外出工作年限、是否接受培训、流动范围、流入地等变量对农民工职业选择的影响。

二、数据来源、变量和模型设定

(一)数据来源

本文采用2011年原国家人口计生委流动人口动态监测的部分数据1。该调查采用了分层、多阶段、与规模成比例的PPS抽样方法;调查范围涵盖中国31个省(区、市)和新疆生产建设兵团的410个地、县级单位的3200个乡镇街道、6400个村居委会的128000人;调查对象为在调查地居住一个月及以上,且户口不在所在区(县、市)的16~59周岁的流动人口。调查结果具有很强的代表性。选取的研究对象为就业身份为雇员且户口性质为农业的农民工,剔除掉异常值,共62816人。

(二)变量设定及描述性统计

因变量为农民工所从事的职业类别。由于调查问卷涉及职业种类较多,为研究方便,笔者按照所属职业大类分为如下5类:将国家机关、党群组织、企事业单位负责人、专业技术人员、公务员、办事人员和有关人员定义为管理类职业;将专业技术人员定义为专业技术类职业;将经商、商贩、餐饮、家政、保洁、保安、装修、其他商业、服务业人员定义为商业服务业类职业;将农、林、牧、渔、水利业生产人员,生产,运输,建筑,其他生产、运输设备操作人员及有关人员定义为生产操作类职业;将无固定职业、其他定义为其他类职业。其中,令管理类职业=1,专业技术类职业=2,生产操作类职业=3,其他职业=4,商业服务业类职业=5。

自变量主要包括:农民工的受教育程度、年龄、是否接受过技能培训、流动范围、流入地区、来本地务工时间、性别等。各变量定义如下:

1.受教育程度。小学及以下=1,初中=2,高中=3,大专及以上=4。

2.年龄。截至 2011 年 7 月份 16~59 周岁。

3.是否接受过技能培训。是指是否接受过政府、单位或专门机构组织的工作技能培训。该培训指与就业、职业活动有较大关系的培训,包括就业技能培训、实用技术培训、岗位培训、晋升培训等。接受过=1,没有接受过=2。

4.流动范围。跨省流动=1,省内跨市=2,市内跨县=3。

5.流入地区。东部=1,中部=2,西部=32。

6.来本地务工时间。本文用“来本地务工时间”代表农民工的外出务工经验。来本地务工时间=(调查时间—农民工本次来本地时间)/100,其中调查时间是2011年7月。

7.性别:男性=1,女性=2。

表1显示,农民工主要分布在低层次的劳动密集型职业,有54.6%的农民工从事生产操作类职业,商业服务业类职业次之,占25%,两类职业所占比重逼近80%。农民工人力资本水平较低,初中及以下受教育程度所占比重高达73.1%,高中、中专为21.7%,大专及以上仅为5.2%。接近2/3的农民工没有接受过任何与工作、职业有关的培训,仅有35.9%接受过培训。农民工来本地工作时间较短,平均为3.9年,一方面是由于农民工年轻(平均年龄为30.8岁),另一方面也可能是由于农民工就业不稳定、流动性较强。为了获得更多的比较收益,选择跨省流动的居多,占76.8%。

(三)模型假定

本文选取无序多分类Logistic模型来分析人力资本对农民工职业选择的影响。具体模型如下:

pij表示样本某一农民工从事某一种职业的概率,i表示样本农民工,n表示5种职业种类,j表示某一职业类别,xi表示影响样本农民工职业选择的一系列人力资本变量。

三、农民工人力资本对职业选择的影响分析

1.在其他条件不变的情况下,受教育程度越高,人力资本含量越高,农民工从事管理类和专业技术类职业的概率越大。

2. 年龄对于农民工管理类职业影响不显著,但对专业技术类、生产操作类、其他类职业有正的影响。年龄越大,工作阅历越丰富,越容易成为专业技术人员、生产操作人员、自由职业者;年龄越小越容易从事商业服务业类职业。这和很多服务行业对于年龄外貌的限制有关。

3.来本地务工时间越长,越容易成为管理类、专业技术类从业者。与商业服务业类职业相比,生产操作类职业对来本地务工的时间要求相对较低。

4.跨省流动对农民工从事管理类、专业技术类、生产操作类、其他类职业有积极的显著作用。省内跨市流动对农民工从事专业技术类职位影响为负。

5.培训与从事某些职业有较强的耦合性,参加与就业、工作相关的技能培训使农民工更有可能成为管理类和专业技术类员工,而管理类、专业技术类的员工比其他职业员工有更多的培训机会。与生产操作类、其他类职业相比,参加技能培训者更容易进入商业服务业岗位,这说明服务业要求提高服务意识、服务技能需对员工进行较多的培训,而农民工从事的大多是重复的简单的生产操作类工作,一般接受短暂培训或者师傅带徒弟式的培训即可胜任。

注:模型以商业服务业类职业为对照组,***、**、* 分别表示在 1%、5%、10%的水平上显著。

6.与西部相比,流入东部的农民工从事管理类、专业技术类、生产操作类职业的概率要比从事商业服务业类职业的比重高,流入中部的农民工更容易从事商业服务业类职业。

7.从性别来看,男性比女性更倾向于从事专业技术类、生产操作类、其他类职业,但女性从事管理类职业与商业服务业职业的概率要比男性高。

总之,受教育程度高、参加过技能培训、流动成本高、有一定工作经验的农民工更容易从事管理类、专业技术类高层次的职业。

四、结论与讨论

统计结果显示较低的受教育程度加上较少的技能培训机会使得农民工在人力资本水平上处于弱势。无序多分类Logistic回归分析结果表明,教育程度、培训、工作经验、流动范围以及流入地等对农民工职业选择有较为显著的正影响,农民工只有通过提高教育水平、增加培训机会、耗用更高的流动成本(直接成本+间接成本+心理成本)才有可能从事更高层次的职业。

由于数据调查内容局限,本文仅考虑到人力资本对农民工职业选择的影响,没有考虑社会资本的影响,也没有考虑农民工自身的求职偏好。但是,人力资本和社会资本有较强的耦合性,“接触的社会资本(Accessed Social Capital)模型”显示,教育和经历集成的人力资本、家庭背景和自己原先职业所带来的初始社会地位、以及个人的社会联系决定了一个人社会资本水平的高低[10]。农民工人力资本水平较低,其周围的社会网络也仅限于与其相差不多的亲友、同乡或工友,所以大部分不会有较高的社会资本。与城镇职工平均工资水平相比,务农收入较低,致使农民工保留工资较低,在寻求“有工作、有收入”的低层次需求中,并没有资本、能力或者强烈的意愿对职业进行过多挑剔。农民工人力资本和社会资本较低、加之劳动力市场分割对农民工职业的隔离,农民工向上流动的机会很小。所以农民工要想在产业结构升级中不失业、进行职业的向上流动从事体面的、更高质量的工作,加大人力资本投资是根本。