高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的互動關(guān)系的統(tǒng)計檢驗

彭歡歡，徐盈之

（東南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210096）

0 引言

中國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的差距在擴大已成為不爭的事實，學(xué)界學(xué)者從各個角度解釋地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不平衡性。其中內(nèi)生增長理論認為，人力資本是現(xiàn)代經(jīng)濟增長的重要源泉。教育尤其是高等教育作為人力資本投資的重要形式，已成為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的主要驅(qū)動力量；同時高等教育的產(chǎn)業(yè)化，使得高等教育產(chǎn)業(yè)成為部分地區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，促進了地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。隨著產(chǎn)學(xué)研機制的逐漸完善，高校作為科技創(chuàng)新的重要發(fā)源地，在促進科技創(chuàng)新和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展中起著越來越重要的作用。因此研究高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系不僅具有理論意義，而且對于縮小地區(qū)經(jīng)濟增長差距具有現(xiàn)實指導(dǎo)意義。另外，高等教育的發(fā)展從根本上取決于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)會吸引擁有高等教育的人才流入，這種空間溢出效應(yīng)更加劇了高等教育的發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的依賴性。因此，研究中國的高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長是否已經(jīng)形成了一種較為穩(wěn)固的、長期的相互關(guān)系，對于探求實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟增長與高等教育良性互動發(fā)展的路徑具有重要的理論和現(xiàn)實指導(dǎo)意義。本文將采用面板數(shù)據(jù)模型來分析高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的長期互動關(guān)系。首先對中國高等教育與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平進行協(xié)整檢驗，判別二者的長期穩(wěn)定關(guān)系；其次，在協(xié)整分析基礎(chǔ)上，對高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長進行回歸分析，從兩個方向具體研究二者的關(guān)系，并據(jù)此提出相應(yīng)的實現(xiàn)高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長良性互動發(fā)展的政策建議。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

本文首先運用面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析方法來考察高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的長期均衡關(guān)系。協(xié)整理論是一種新的建模技術(shù)。它從分析序列的非平穩(wěn)性入手，探求非平穩(wěn)變量間蘊涵的長期穩(wěn)定關(guān)系，為非平穩(wěn)序列的建模提供了良好的解決方法。從變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系出發(fā)選擇模型的變量，其數(shù)據(jù)基礎(chǔ)是牢固的，其統(tǒng)計性質(zhì)是優(yōu)良的?？紤]到大多數(shù)經(jīng)濟數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，不能直接用來建立回歸模型，為了避免“偽回歸”問題，揭示變量之間的真實關(guān)系，必須對變量之間進行協(xié)整檢驗。變量間協(xié)整的前提是各變量同階單整，因此在進行面板協(xié)整檢驗前首先要進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。在存在長期均衡關(guān)系的條件下，建立面板數(shù)據(jù)協(xié)整方程進行長期均衡關(guān)系分析，通過協(xié)整檢驗的回歸方程中變量間的因果關(guān)系才是長期穩(wěn)定的。

1.1 研究方法

(1)面板數(shù)據(jù)模型

面板數(shù)據(jù)模型是把時間序列沿空間方向擴展或把截面數(shù)據(jù)沿時間方向擴展而成的二維結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)集合，其基本形式為：

yit=αit+xitβit+μiti=1,2,…，T

其中：N為截面成員個數(shù)，T為每個截面成員的觀測時期總數(shù)。在成員截面上，該模型共含有N個截面成員方程，在時間截面上，該模型共含有T個時間截面方程。以N個個體成員方程的面板數(shù)據(jù)模型為例，面板數(shù)據(jù)模型可以簡化如下形式：

yit=αi+xiβi+μii=1,2,…，T

根據(jù)截距項αi和系數(shù)向量βi中各分量的不同限制要求，可以將面板數(shù)據(jù)模型劃分為3種類型：

無個體影響的不變系數(shù)單方程回歸模型：

αi=αjβi=βj

yi=αj+xiβj+μii=1,2,…，N

含有個體影響的變系數(shù)單方程回歸模型：

αi≠αjβi≠βj

yi=αj+xiβj+μii=1,2,…，N

變截距的單方程回歸模型：

αi≠αjβi≠βj

yi=αj+xiβj+μii=1,2,…，N

如果進一步分類，以上模型還可以根據(jù)參數(shù)是確定的或者是隨機的分為固定影響模型和隨機影響模型，這時可以使用Hausman檢驗進行識別。

（2）面板數(shù)據(jù)單位根與協(xié)整檢驗

為檢驗面板數(shù)據(jù)序列的穩(wěn)定性，需要進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，對于面板數(shù)據(jù)序列的AR（1）過程：

yi=ρjYit-1+Xitδj+εiti=1,2,…，N t=1,2,…，T

其中：Xit表示模型中的外生變量向量，包括各個體截面的固定影響和時間趨勢。N表示個體截面成員的個數(shù)，Ti表示第i個截面成員的觀測時期數(shù)，參數(shù)ρj為自回歸的系數(shù)，隨機誤差項相互滿足獨立同分布假設(shè)。如果|ρj|＜1，則對應(yīng)的序列yi為平穩(wěn)序列；如果|ρj|=1，則對應(yīng)的序列yi為非平穩(wěn)序列。

為檢驗兩個變量之間的長期因果關(guān)系，運用兩變量的E-G檢驗，首先用OLS法對方程進行估計得到隨機誤差項估計值，再對估計值的平穩(wěn)性進行檢驗，如果是平穩(wěn)的面板數(shù)據(jù)序列，說明協(xié)整關(guān)系成立。

1.2 數(shù)據(jù)來源

考慮到指標的可得性，本文實證分析所用的的數(shù)據(jù)取自于2002～2008年的《中國統(tǒng)計年鑒》。用各地區(qū)人均生產(chǎn)總值pGDP表示地區(qū)經(jīng)濟增長水平，用hedu反映高等教育的發(fā)展情況，本文借鑒胡援成等的做法，選用大專及大專以上學(xué)歷人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎靖叩冉逃陌l(fā)展情況。分析采用31個省市自治區(qū)的2001～2007年的面板數(shù)據(jù)。本文利用面板數(shù)據(jù)模型，通過對面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗和協(xié)整檢驗來分析高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的長期關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上對該模型進行回歸分析。

2 模型的設(shè)定和面板數(shù)據(jù)的單位根及協(xié)整檢驗

2.1 模型的設(shè)定

本文在分析高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的關(guān)系時選用變截距模型，變截距模型分為固定效應(yīng)變截距模型和隨機效應(yīng)變截距模型兩種，為避免模型設(shè)定偏誤，進行Hausman檢驗后決定采用固定影響（FE）模型，具體形式為:

其中，1n(PGDP)it為各個地區(qū)2001～2007年的經(jīng)濟增長水平，heduit為各個地區(qū)2001～2007年的高等教育發(fā)展狀況。α為總平均截距，為僅隨地區(qū)改變的潛變量對經(jīng)濟增長的影響，從空間上反映了被解釋變量在不同地區(qū)對全國水平的一種偏離，而且為各地區(qū)高等教育水平對經(jīng)濟增長的平均彈性。由于本文考察高等教育與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系，相應(yīng)地，還需建立如下模型：

2.2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗及協(xié)整檢驗

本文采用 ADF-Fisher Chi-square、Levin,Lin&Chu t、PP-Fisher Chi-square、Im,Pesaran and Shin W –stat和Breitung t-stat五種方法分別對序列l(wèi)n(pGDP)和ln(hedu)進行單位根檢驗，得到均有單位根。經(jīng)過一階差分后，經(jīng)同樣的方法，均通過了顯著性檢驗。因此，認為兩個變量都是一階單整的。因為同階單整，所以具備了進行協(xié)整檢驗的前提。為了檢驗兩變量是否為協(xié)整，本文采用Engle和Granger于1987年提出的兩步檢驗法，其實質(zhì)是檢驗OLS回歸殘差的平穩(wěn)性，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則可以確定兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。因此，檢驗高等教育是否是地區(qū)經(jīng)濟增長的長期原因和地區(qū)經(jīng)濟增長是否是決定高等教育發(fā)展度的長期因素，需分別對對模型（1）和（2）的回歸殘差進行單位根檢驗，利用Eviews5.1進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果如表1和表2所示。

從表1可以看出，模型（1）和模型（2）均是協(xié)整的，說明高等教育是地區(qū)經(jīng)濟增長的長期原因，地區(qū)經(jīng)濟增長對高等教育的發(fā)展有著長期決定作用，所以以下分別對這兩個模型進行估計。

3 實證結(jié)果分析

利用 Eviews5.1軟件對模型（1）和（2）分別進行估計，為了減少面板數(shù)據(jù)造成的異方差性，在回歸過程中采用了加權(quán)最小二乘法（WLS）。 模型（1）的回歸結(jié)果如式（3）所示：

模型（2）的回歸結(jié)果如式（4）所示：

模型（1）的估計結(jié)果表明，地區(qū)經(jīng)濟增長對高等教育的長期彈性是0.967，說明從長期來看，高等教育對地區(qū)經(jīng)濟增長起到了相當大的促進作用，是地區(qū)經(jīng)濟增長的主要因素，高等教育作為科技進步的主要推動力、人力資本投資的主要方式，其對地區(qū)經(jīng)濟增長的作用是相當顯著的。模型（2）的估計結(jié)果表明，地區(qū)經(jīng)濟增長對高等教育的長期彈性是0.517，地區(qū)經(jīng)濟增長同樣是高等教育的長期原因，高等教育的發(fā)展依賴于地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，地區(qū)經(jīng)濟的繁榮不僅能夠為地區(qū)高校畢業(yè)生提供學(xué)習(xí)、就業(yè)機會，而且會吸引擁有高等教育的人才流入，從而帶動高等教育的發(fā)展?？傊叩冉逃c地區(qū)經(jīng)濟增長互為長期因果關(guān)系。

表1 模型（1）殘差序列的單位根檢驗

表2 模型（2）殘差序列的單位根檢驗

表4 各地區(qū)經(jīng)濟增長與全國水平的偏離的估計值

表4 各地區(qū)經(jīng)濟增長與全國水平的偏離的估計值

數(shù)據(jù)來源：2002～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。

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模型（1）中影響經(jīng)濟增長的地區(qū)個體效應(yīng)的估計結(jié)果表3所示。表3數(shù)據(jù)顯示，雖然高等教育對地區(qū)經(jīng)濟增長的長期拉動作用很強，但各省市的潛在變量對模型（1）中因變量的影響存在顯著的不同。為了方便比較，將中國經(jīng)濟區(qū)域劃分為東、中和西部地區(qū)，并且將各省市的地區(qū)個體效應(yīng)估計值計算簡單加權(quán)平均，得到各地區(qū)的經(jīng)濟增長與全國平均水平的偏離結(jié)果如表4所示。從表4明顯可以發(fā)現(xiàn)東中西部經(jīng)濟增長與全國水平的偏離表現(xiàn)為由東部、中部到西部逐漸減弱的梯度分布。東部地區(qū)與全國平均水平存在正向偏離，中部和西部地區(qū)與全國水平均存在負向的偏離。這表明各地區(qū)經(jīng)濟增長不僅與高等教育有關(guān)，還與地區(qū)的金融發(fā)展、人口城市化、創(chuàng)新等因素有關(guān)，這與已有學(xué)者的研究成果相一致，如冉光和等、趙玥等[12]和張繼紅。

表3 各省市經(jīng)濟增長與全國水平的偏離的估計值

表3 各省市經(jīng)濟增長與全國水平的偏離的估計值

數(shù)據(jù)來源：2002～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。

地區(qū)北京天津河北山西內(nèi)蒙古遼寧吉林黑龍江上海江蘇浙江αi*的估計值 αi*的估計值 αi*的估計值-0.29281 0.090288 0.204354-0.2422-0.12609-0.07317-0.26307 0.055157 0.264237 0.492691 0.518797地區(qū)安徽福建江西山東河南湖北湖南廣東廣西海南重慶-0.09103 0.49177-0.19067 0.378482 0.088173-0.17514-0.14498 0.547957-0.17825-0.10294 0.055926地區(qū)四川貴州云南西藏陜西甘肅青海寧夏新疆-0.04815-0.54974 0.091633 1.228727-0.50874-0.32379-0.22213-0.46851-0.50681

同樣，模型（2）中高等教育發(fā)展的地區(qū)個體效應(yīng)的估計結(jié)果如表5所示。表5表明，雖然經(jīng)濟增長長期促進了高等教育的發(fā)展，但各省市的潛在變量對高等教育發(fā)展的影響亦存在顯著的差異，與模型（1）結(jié)果不同的是，中部地區(qū)大部分省份的高等教育發(fā)展水平與全國平均水平存在正向的偏離，表明雖然中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展低于全國水平，但是高等教育的發(fā)展卻在全國水平之上，中部地區(qū)具有較好的高等教育發(fā)展起點，這為中部地區(qū)制定未來高等教育發(fā)展戰(zhàn)略奠定了基礎(chǔ)。模型（2）中影響高等教育發(fā)展的地區(qū)個體效應(yīng)的估計結(jié)果如表6所示。表6表明各地區(qū)高等教育與全國平均水平的偏離總體上小于各地區(qū)經(jīng)濟增長對全國平均水平的偏離，且偏離程度較小。其中，東部和中部地區(qū)高等教育發(fā)展水平在全國平均水平以上，西部地區(qū)的高等教育發(fā)展水平在全國平均水平以下，亦呈現(xiàn)從東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的梯次分布，這與現(xiàn)實相吻合。這說明高等教育的發(fā)展在較大的程度上取決于地區(qū)經(jīng)濟增長，地區(qū)個體效應(yīng)對高等教育影響雖然顯著，但是影響程度較小。

表5 各省市高等教育與全國平均水平的偏離γ*i的估計值

表6 各地區(qū)高等教育與全國平均水平的偏離的估計值

表6 各地區(qū)高等教育與全國平均水平的偏離的估計值

數(shù)據(jù)來源：2002～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》。

地區(qū) γi*的估計值東中西0.060259 0.023361-0.07081

4 結(jié)論及政策建議

本文從高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的長期因果關(guān)系出發(fā)，探求實現(xiàn)中國高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長良性互動發(fā)展的路徑。對高等教育發(fā)展水平與地區(qū)經(jīng)濟增長水平的面板數(shù)據(jù)進行單位根、協(xié)整分析和回歸分析后發(fā)現(xiàn)中國高等教育發(fā)展水平與地區(qū)經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，高等教育發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動是顯著的，是地區(qū)經(jīng)濟增長主要因素。同時，經(jīng)濟增長又是高等教育發(fā)展的長期原因。而且，兩者的互動作用呈現(xiàn)出由東部、中部和西部逐漸減弱的梯次分布。本文針對中國的具體國情，據(jù)此提出以下相應(yīng)的實現(xiàn)中國高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長良性互動發(fā)展的若干政策建議：

（1）加快高等教育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增強高等教育對地區(qū)經(jīng)濟增長的拉動作用。中國正在進入從高等教育大國向高等教育強國轉(zhuǎn)變的歷史新階段，推動一批高水平大學(xué)率先將發(fā)展模式從量的擴張向質(zhì)的提升轉(zhuǎn)型，是今后一段時期中國高等教育發(fā)展的重要內(nèi)容。

（2）大力發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟，加快高等教育發(fā)展步伐。高等教育的發(fā)展從根本上要依賴地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，因此國家或地方政府要加大對高等教育的投入，提高高等教育的收益，增加人力資本投資的預(yù)期經(jīng)濟價值。在經(jīng)濟建設(shè)的同時，還要大力吸引高等教育人才流入，促進當?shù)馗叩冉逃陌l(fā)展；另外，地方政府要通過調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟，吸納高校畢業(yè)生就業(yè)，緩解高等教育由于規(guī)模擴張造成的消化不良問題，促進高等教育的良性發(fā)展。

（3）進一步加強完善產(chǎn)學(xué)研機制，促進高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的良性互動發(fā)展。地區(qū)經(jīng)濟的繁榮為高等教育學(xué)歷的人才提供施展才華的機會，高校要充分利用產(chǎn)學(xué)研機制與行業(yè)聯(lián)姻，建立“產(chǎn)學(xué)研”聯(lián)合培養(yǎng)模式，培養(yǎng)應(yīng)用型創(chuàng)新人才，并積極尋求社會資源，緩解高校教育資源的短缺，發(fā)揮科研創(chuàng)新的優(yōu)勢，立足“三位一體”，實現(xiàn)高等教育與地區(qū)經(jīng)濟的良性互動發(fā)展。

（4）注重高等教育公平，通過縮小地區(qū)差距來實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。研究表明高等教育與地區(qū)經(jīng)濟增長的互動關(guān)系從東部、中部和西部逐漸減弱，因此，政府要科學(xué)、公平地配置教育資源，改變東中西部地區(qū)高等教育發(fā)展的不均衡狀況，縮小各地區(qū)高等教育的差距。

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