中國教育投入與農(nóng)業(yè)增長的格蘭杰因果關(guān)系分析

張本飛

(華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢430074)

中國教育投入與農(nóng)業(yè)增長的格蘭杰因果關(guān)系分析

張本飛

(華中科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北武漢430074)

自20世紀(jì)60年代舒爾茨從理論上論證了教育通過提高人力資本進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的觀點(diǎn)之后,大量的西方文獻(xiàn)開始從實(shí)證分析的角度研究教育投資與農(nóng)業(yè)增長之間的關(guān)系。除Knight和Islam等少數(shù)西方學(xué)者認(rèn)為教育投資與農(nóng)業(yè)增長具有反向關(guān)系之外,其他絕大多數(shù)西方學(xué)者都肯定了教育投資對(duì)農(nóng)業(yè)增長的促進(jìn)作用。國內(nèi)學(xué)者對(duì)教育投資與農(nóng)業(yè)增長關(guān)系的實(shí)證分析的結(jié)論大致有三種:正相關(guān)、負(fù)相關(guān)和弱相關(guān)。這些結(jié)論的不同必然是與研究者所使用的不同的數(shù)據(jù)或不同的計(jì)量方法相關(guān)的。根據(jù)1978-2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)我國的教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出做格蘭杰因果檢驗(yàn),可知它們之間的因果關(guān)系嚴(yán)格依賴于所包含的滯后期的個(gè)數(shù),當(dāng)滯后年數(shù)小于等于6時(shí),教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間沒有因果關(guān)系,當(dāng)滯后年數(shù)增加到7時(shí),則存在從教育投入到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的單向因果關(guān)系。因而教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間的因果關(guān)系嚴(yán)格依賴于滯后時(shí)期的選擇。

格蘭杰因果檢驗(yàn);教育投資;農(nóng)業(yè)增長

自1906年Fisher在《資本的性質(zhì)和收入》的宏文中首次提出“人力資本”這一重要的經(jīng)濟(jì)學(xué)概念以來[1],在長達(dá)半個(gè)世紀(jì)的時(shí)間里,人力資本理論一直處于沉寂狀態(tài),直到20世紀(jì)60年代初舒爾茨系統(tǒng)闡述人力資本的概念之后,人力資本理論才大行其道,經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始廣泛地用人力資本理論來分析教育投資行為。1961年,舒爾茨在他的論文“Investment in Human Capital”中從兩個(gè)方面詳細(xì)論證了教育提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的觀點(diǎn)[2]。在宏觀層面上,教育通過溢出效應(yīng)改善了整體的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境,從而有助于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高。在微觀層面上,教育通過提高勞動(dòng)者個(gè)體的生產(chǎn)率從而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。對(duì)于前者,教育的溢出效應(yīng)的傳導(dǎo)機(jī)制需要較長的時(shí)期才能產(chǎn)生效果;對(duì)于后者,教育可以通過幾年或十幾年的投資促使勞動(dòng)者個(gè)體的人力資本的形成。由此可見,在進(jìn)行實(shí)證研究時(shí),時(shí)期選擇是得出教育投資與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的不同關(guān)系的重要原因。

1 問題的提出

在20世紀(jì)80年代出版的《論人力資本投資》一書中,舒爾茨用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法明確測算了教育對(duì)農(nóng)業(yè)增長的貢獻(xiàn),其結(jié)論是美國戰(zhàn)后農(nóng)業(yè)增長中有80%是由教育以及和教育緊密相關(guān)的科技進(jìn)步所引起的[3]。這之后大量的關(guān)于教育與農(nóng)業(yè)增長的計(jì)量分析的文獻(xiàn)開始涌現(xiàn),其中大部分西方文獻(xiàn)的結(jié)論都是教育投資對(duì)農(nóng)業(yè)增長具有促進(jìn)作用 ,如 Lucas[4]、Barro[5]、Romer和 Heckman 等[6][7];極少數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)者指出教育投資與農(nóng)業(yè)增長具有反向關(guān)系,如Knight和 Islam等[8-9]。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)教育投資與農(nóng)業(yè)增長關(guān)系的實(shí)證分析的結(jié)論大致有三種。其中持教育投資與農(nóng)業(yè)增長正相關(guān)的觀點(diǎn)的學(xué)者主要有周曉[10]、劉純陽和李谷成等[11-12]。認(rèn)為教育投資與農(nóng)業(yè)增長弱相關(guān)的學(xué)者主要有李勛來[13]、都陽[14]、錢雪亞等[15]。汪小勤和李金良以我國1978-2002年的教育投資和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的數(shù)據(jù)論證了教育投資對(duì)我國農(nóng)業(yè)增長沒有顯著的影響[16]。認(rèn)為教育投資與農(nóng)業(yè)增長負(fù)相關(guān)的學(xué)者主要有孫志軍等[17]。這些結(jié)論的不同必然是與研究者所使用的不同的數(shù)據(jù)或不同的計(jì)量方法相關(guān)的。如果我們用格蘭杰檢驗(yàn)來分析教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系,可知它們之間的因果關(guān)系嚴(yán)格依賴于所包含的滯后期的個(gè)數(shù)。筆者根據(jù)1978-2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)做格蘭杰因果檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)當(dāng)滯后期的個(gè)數(shù)小于等于6時(shí),教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間沒有因果關(guān)系,當(dāng)滯后期的個(gè)數(shù)增加到7時(shí),則存在從教育投入到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的單向因果關(guān)系。這一結(jié)果與國內(nèi)其他學(xué)者所得出的結(jié)論并不完全相同,而且其背后的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義也與前面的研究不一致。下面筆者將對(duì)我國教育投入與農(nóng)業(yè)增長的格蘭杰因果關(guān)系展開詳細(xì)的論述。

2 教育投入與農(nóng)業(yè)增長的格蘭杰因果檢驗(yàn)

2.1 模型的建立

為了判明教育投入的增加是否促進(jìn)了農(nóng)業(yè)增長,我們建立格蘭杰因果檢驗(yàn)所需構(gòu)造的模型如下[18]:

其中 y表示實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率(指扣除物價(jià)變動(dòng)因素之后的人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率),x表示實(shí)際人均教育投入增長率(同理,扣除物價(jià)變動(dòng)因素),α、β、λ和δ為方程中x和y各自的估計(jì)系數(shù),s為滯后階數(shù)。假定ε1t和ε2t為白噪音且不相關(guān)。當(dāng)αi(i=1,2,…,s)在整體上顯著不為零時(shí),則教育投入是農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的格蘭杰原因;當(dāng)λi(i=1,2,…,s)在整體上顯著不為零時(shí),則農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是教育投入的格蘭杰原因。

2.2 數(shù)據(jù)處理

本文采用了1978-2007年的人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和人均教育投入的數(shù)據(jù),然后分別計(jì)算其增長率。其中人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出是由歷年《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》中的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值除以從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的從業(yè)人數(shù)計(jì)算得到[19];人均教育投入是由歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中的社會(huì)文教費(fèi)除以總?cè)丝谟?jì)算得到[20]。我們?cè)趯?duì)人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率和人均教育增長率做計(jì)量分析之前,分別扣除掉它們各自的物價(jià)變動(dòng)因素(汪小勤和李金良(2004)的分析中沒有考慮到物價(jià)變動(dòng)的因素),從而得到實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率和實(shí)際人均教育增長率。

由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件是假定兩個(gè)變量是平穩(wěn)的,因而我們必須對(duì)實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率和實(shí)際人均教育投入增長率作平穩(wěn)性檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由表1可知 xt和yt在1%的水平下不平穩(wěn),△xt和△yt在1%的水平下是平穩(wěn)的,因而我們須對(duì)(1)和(2)式作一階差分變換,得:

我們可以利用(3)和(4)式作進(jìn)一步的數(shù)據(jù)分析。

2.3 格蘭杰因果關(guān)系分析

我們用格蘭杰因果檢驗(yàn)來分析實(shí)際人均教育投入增長率與實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率的關(guān)系,表2反映了在不同滯后年數(shù)△x和△y的因果關(guān)系的方向。

表2中沒有列出滯后年數(shù)大于等于8的 F統(tǒng)計(jì)值,其原因如下:格蘭杰因果檢驗(yàn)所使用的模型本質(zhì)上是一個(gè)VAR模型,對(duì)于一個(gè)包含 p個(gè)變量,滯后階數(shù)為 m的p方程VAR模型,總共會(huì)產(chǎn)生(p+mp2)個(gè)有待估計(jì)的參數(shù)(包括截距項(xiàng)),即隨著滯后階數(shù)每增加1,有待估計(jì)的參數(shù)將增加 p2,從而自由度將減少 p2,我們知道格蘭杰所構(gòu)造的 F統(tǒng)計(jì)量是遵循自由度為m和(n-k)的 F分布,其中 k為無約束回歸中待估參數(shù)的個(gè)數(shù),n為Obs的個(gè)數(shù)。原始數(shù)據(jù)(1978-2007年)的樣本容量是30,經(jīng)過對(duì)人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出和人均教育投入求增長率然后作一階差分后,樣本容量減少為28,當(dāng)滯后階數(shù)為9時(shí),n=k=19,此時(shí)不滿足 n大于k的前提條件。因而我們只需要比較滯后階數(shù)為8時(shí)的AIC值與滯后階數(shù)為7時(shí)的AIC值的大小,由于AIC8=-1.000 065,AIC7=-1.144 083,由施瓦茨信息準(zhǔn)則知,較小的AIC值模型較優(yōu),因而滯后階數(shù)是7的模型優(yōu)先。

分析表2可知,當(dāng)滯后階數(shù)為1-6時(shí),實(shí)際人均教育投入增長率與實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率之間不存在統(tǒng)計(jì)上可識(shí)別的關(guān)系;當(dāng)滯后階數(shù)為7時(shí),存在從實(shí)際人均教育投入增長率到實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率的單向因果關(guān)系,即教育投入是農(nóng)業(yè)增長的格蘭杰原因。因而從統(tǒng)計(jì)上我們有理由認(rèn)為,在前6年實(shí)際人均教育投入的增長對(duì)實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增長的促進(jìn)作用不顯著,但是到了第7年其促進(jìn)作用開始表現(xiàn)得較為顯著。

表1 ADF檢驗(yàn)結(jié)果Tab.1 ADF Test

表2 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果Tab.2 Granger Causality Test

3 結(jié) 語

早在20世紀(jì)60年代舒爾茨就從理論上論證了教育通過提高人力資本進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的觀點(diǎn),在舒爾茨明確列出的五條形成人力資本的途徑中有三條涉及教育,這三條分別是初、中和高級(jí)教育,企業(yè)組織的在職教育以及不是企業(yè)組織的成人在職教育[2]。然而在實(shí)證層面,經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)教育投入與農(nóng)業(yè)增長的關(guān)系的異議頗多。根據(jù)上文對(duì)我國教育投入和農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的相關(guān)數(shù)據(jù)所作的格蘭杰因果檢驗(yàn),我們可知當(dāng)滯后年數(shù)小于等于6時(shí),教育投入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)出之間沒有因果關(guān)系,然而當(dāng)滯后年數(shù)增加到7時(shí),則存在從教育投入到農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的單向因果關(guān)系,即教育投入對(duì)農(nóng)業(yè)增長的促進(jìn)作用到了6年后才會(huì)顯著地反映出來。

附錄

附表1 實(shí)際人均農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長率表Appended Tab.1 Real Growth Rates of Agriculture Output Per Capita

附表2 實(shí)際人均教育投資增長率表Appended Tab.2 Real Growth Rates of Education Investment Per Capita

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Granger Causality Test on Chinese Education Investment and Agricultural Growth

ZHENG Ben2fei
(Huazhong University of Science and Technology,Wuhan Hubei 430074,China)

Since the sixties of the last century when Schultz theoretically proved that education pushed agricultural growth through human capital improvement,there have been a lot of documents empirically analyzing the correlation between education investment and agricultural growth.Except Knight and Islam,most western scholars have affirmed the positive correlation between them.There are mainly three kinds of correlations between education investment and agricultural growth in domestic scholars’empirical research:the positive correlation,the negative correlation and the weak correlation.These differences must be related to the different data and econometric methods which have been used.If we use Granger Causality Test to analyze the correlation with the 1978-2007 relevant data,we know that the causality correlation strictly depends on the included lags.When the lags are no more than six,there is no causality correlation between education investment and agricultural growth.While the lags are seven,there is unidirectional causality from education investment to agricultural growth.

Granger Causality Test;education investment;agricultural growth

F08;G 40-054

A

1002-2104(2010)12-0117-05

10.3969/j.issn.1002-2104.2010.12.024

2010-08-20

張本飛,博士,講師,主要研究方向?yàn)榘l(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。

(編輯:于 杰)