長(zhǎng)株潭城市群高等教育資源分布與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究：1989—2009

摘 要：利用長(zhǎng)株潭1989—2009年數(shù)據(jù)，對(duì)長(zhǎng)株潭高等教育資源與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行分析研究，經(jīng)過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)和建立了誤差修正模型，可以發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，長(zhǎng)株潭高等教育資源分布與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡即協(xié)整關(guān)系；長(zhǎng)株潭高等教育資源分布的多少與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為格蘭杰因果關(guān)系；從短期來(lái)看，長(zhǎng)株潭高等教育資源的發(fā)展規(guī)模對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的影響不大。針對(duì)出現(xiàn)的問(wèn)題提出相關(guān)對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：長(zhǎng)株潭城市群；高等教育資源；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào)：F290 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）10-0153-03

一、問(wèn)題提出及文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)株潭城市群作為“中部崛起”戰(zhàn)略目標(biāo)的核心區(qū)域之一，其經(jīng)濟(jì)在中部地區(qū)有著舉足輕重的地位。特別是隨著長(zhǎng)株潭一體化的有序進(jìn)行，2007年國(guó)家確定了把長(zhǎng)株潭城市區(qū)作為“兩型社會(huì)”建設(shè)試驗(yàn)區(qū)，該區(qū)域的發(fā)展再一次吸引了外界的關(guān)注。區(qū)域經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，必然需要大量的人力資本投入。高等教育則能為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供豐富的人力資本，為經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展提供高質(zhì)量和專業(yè)化的勞動(dòng)力以及為區(qū)域經(jīng)濟(jì)的政策制定提供智力支持。因此，研究長(zhǎng)株潭地區(qū)的高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有積極的促進(jìn)作用，確定兩者之間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系具有十分重要的意義。

20世紀(jì)60年代，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Schults（1961）[1]和Becker（1964）[2]創(chuàng)立人力資本理論，提出了人力資本是最重要的資本。并指出了教育是人力資本形成的最重要的途徑，教育通過(guò)人力資本的形成而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生連續(xù)的作用，舒爾茨運(yùn)用自己創(chuàng)造的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)余數(shù)分析法，估計(jì)測(cè)算了美國(guó)1929—1957年國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)額中，約有33%是由教育形成的人力資本作出的貢獻(xiàn)。20世紀(jì)80年代，Romer[3]和Lucas[4]提出了內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，認(rèn)為人力資本存量越多，人力資本增長(zhǎng)率的提高，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率就越高。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的方面的研究也比較多。但對(duì)于長(zhǎng)株潭高等教育資源的分布與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，多為定性研究，應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計(jì)量來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析的并不多見。因此，本文從數(shù)量分析角度對(duì)長(zhǎng)株潭地區(qū)經(jīng)濟(jì)和高等教育資源分布進(jìn)行定量分析研究。

二、模型選擇

通過(guò)觀察1989—2009年長(zhǎng)株潭普通高校在校學(xué)生人數(shù)CZTR與生產(chǎn)總值GDP散點(diǎn)圖，觀測(cè)點(diǎn)近似服從線性關(guān)系。平穩(wěn)的時(shí)間序列在圖形上應(yīng)該表現(xiàn)出以一種大致相同的波動(dòng)幅度圍繞其均值變化，由長(zhǎng)株潭高校在校學(xué)生人數(shù)CZTR和地區(qū)GDP兩個(gè)時(shí)間序列的趨勢(shì)圖可知，初步可以判斷兩個(gè)時(shí)間序列均為非平穩(wěn)的。為了消除異方差和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，模型采取對(duì)數(shù)形式，即雙對(duì)數(shù)模型。模型為：LNGDP=α+βLNCZTR+μ。其中，α為常數(shù)項(xiàng)；GDP為長(zhǎng)株潭地區(qū)生產(chǎn)總值：CZTR為平均每十萬(wàn)人口中普通高等學(xué)校的在校學(xué)生人數(shù)；μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。將一階差分序列記為△LNGDP、△LNCZTR，數(shù)據(jù)使用Eviews5.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行處理。

三、變量描述及數(shù)據(jù)來(lái)源

普通高校在校學(xué)生人數(shù)：一般認(rèn)為高等教育資源是指參與到高等教育活動(dòng)的一切人力、物力和財(cái)力的總和，按照教育資源的性質(zhì)可以劃分為人力資源和物力資源，其中人力資源是核心部分。高等教育人力資源主要包含有在校學(xué)生人數(shù)、在任教師人數(shù)、在職教職工等指標(biāo)，而高等教育在校學(xué)生人數(shù)是人力資源的組成部分。在一定程度上可以認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的高等教育在校學(xué)生人數(shù)是衡量一個(gè)地區(qū)高等教育資源分布豐富程度的重要標(biāo)志。故本文將用平均每十萬(wàn)人口中普通高等學(xué)校的在校學(xué)生人數(shù)來(lái)反映高等教育資源的數(shù)量。樣本數(shù)據(jù)取自1989—2009年的湖南統(tǒng)計(jì)年鑒。

地區(qū)生產(chǎn)總值GDP：地產(chǎn)生產(chǎn)總值反映了一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，故用長(zhǎng)株潭地區(qū)生產(chǎn)總值GDP來(lái)衡量該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，為了消除價(jià)格波動(dòng)的影響，對(duì)生產(chǎn)總值GDP用GDP指數(shù)進(jìn)行處理（1989=100）。樣本數(shù)據(jù)取自1989—2009年的湖南統(tǒng)計(jì)年鑒。

四、實(shí)證過(guò)程及結(jié)構(gòu)分析

（一）實(shí)證過(guò)程

1.ADF檢驗(yàn)。據(jù)以往研究者的經(jīng)驗(yàn)可知，大多數(shù)常用的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往都是非平穩(wěn)的，直接對(duì)所得的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS估計(jì)法進(jìn)行回歸，回歸模型擬合優(yōu)度值可能很高，且系數(shù)檢驗(yàn)也非常顯著，但是回歸模型的結(jié)果卻沒有現(xiàn)實(shí)的解釋意義。鑒于非平穩(wěn)時(shí)間序列的“偽回歸”現(xiàn)象帶來(lái)的嚴(yán)重后果，一般在進(jìn)行回歸之前對(duì)變量時(shí)間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定時(shí)間序列的平穩(wěn)性。利用ADF檢驗(yàn)LNGDP序列和LNCZTR序列的平穩(wěn)性質(zhì)，同時(shí)觀察兩個(gè)序列的單整序列階數(shù)是否相同。原假設(shè)為H0：δ=0（yt為非平穩(wěn)），備選假設(shè)是：H1<0（yt為平穩(wěn)）。當(dāng)ADF檢驗(yàn)值大于臨界值時(shí)，拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列。從以下三個(gè)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，按模型3、模型2、模型1的順序進(jìn)行檢驗(yàn)。

模型1：Vyt=δyt-1+∑m

i-1βiVyt-i+μt

模型2：Δyt=α+δyt-1+∑m

i-1βiΔVyt-i+μt

模型3：Δyt=α+βt+δyt-1+∑m

i-1βiΔVyt-i+μt

表1檢驗(yàn)結(jié)果表明，在10%顯著性水平下，LGDP序列和LCZTR序列的一階差分序列的ADF檢驗(yàn)都是非平穩(wěn)的。因此，這兩個(gè)時(shí)間序列LNGDP和LNCZTR是I（1）的單位根過(guò)程，具有一階單整性，故可以進(jìn)一步檢驗(yàn)兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整性的檢驗(yàn)方法主要有兩種：一種是恩格爾和格蘭杰提出的“兩步估計(jì)法”，簡(jiǎn)稱“EG兩步法”，這種方法適用于檢驗(yàn)變量之間只存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的情況。另一種是Johansen提出的適用于多變量之間的協(xié)整關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)法。本文模型只涉及兩個(gè)變量，故使用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。

由前面的單位根檢驗(yàn)知，LNGDP和LNCZTR同是一階單整，符合存在協(xié)整關(guān)系的條件。EG協(xié)整檢驗(yàn)分兩步進(jìn)行，首先，協(xié)整分析。采用普通最小二乘法（OLS）估計(jì)LNGDP和LNCZTR之間的方程，并計(jì)算非均衡誤差。

回歸方程為：LNGDP=-1.7102+1.1033LNCZTR

（-2.145） （11.426）

R2=0.873 DW=0.210 SE=0.380

下面檢驗(yàn)μt的平穩(wěn)性從而確定LNGDP和LNCZTR是否存在協(xié)整關(guān)系若平穩(wěn)則存在協(xié)整關(guān)系，反之則不存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)式有如下幾種模型：

模型1：Δt =δΔt-1+∑k

i-1βiΔμt-1+ξt

模型2：Δt =α+δΔt-1+∑k

i-1βiVμt-1+ξt

模型3：Δt =α+βt+δΔt-1+∑k

i-1βiΔμt-1+ξt

由表2可知，在1%的顯著性水平下，殘差序列是平穩(wěn)序列，存在LNCZTR 和LNGDP的平穩(wěn)線性組合，即表明長(zhǎng)株潭高等教育資源的分布與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）開創(chuàng)了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法，用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。經(jīng)過(guò)前面的協(xié)整檢驗(yàn)，我們將探討長(zhǎng)株潭高等教育資源分布的多少和該區(qū)域經(jīng)濟(jì)兩者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系是否存在著因果關(guān)系。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后期非常敏感，故通常情況下可以依次多滯后幾期，對(duì)同長(zhǎng)度的滯后期數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，以確定檢驗(yàn)結(jié)果是否保持一致性（見下頁(yè)表3）。

由格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，當(dāng)滯后期為3、4、5時(shí)，顯著性為10%的水平下，LNGDP和LCZTR互為格蘭杰因果關(guān)系。

4.誤差修正模型建立。誤差修正模型最初是薩甘（Sargan，1964）提出，后經(jīng)Davidson，Hendry，Srba和Yeo（1978年）進(jìn)一步完善，恩格爾和格蘭杰又將誤差修正模型與協(xié)整理論相結(jié)合，提出了建立誤差修正模型的一般方法（1978年），該模型包含了短期參數(shù)和長(zhǎng)期參數(shù)，克服了非平穩(wěn)變量的差分方程無(wú)法反應(yīng)長(zhǎng)期趨勢(shì)的弱點(diǎn)。又根據(jù)格蘭杰定理，如果若干個(gè)非平穩(wěn)變量存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量一定有誤差修正模型表達(dá)式存在。通過(guò)上文對(duì)長(zhǎng)株潭高等教育資源分布規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的分析，表明存在著誤差修正模型。根據(jù)Hendry等人的從一般到特殊的建模方法，將不顯著的變量逐步剔除掉，從而得到最終的誤差修正模型為：

ΔLNGDPt=0.1608ΔLNCZTRt+0.8970ΔLNGDPt-1-0.1188ECMt-1

（1.586） （10.708） （-2.968）

R2=0.559 DW=2.474 SE=0.058

其中=EMCt-1=LNGDP t-1 -1.1033LNGDPt-1 +1.7102

根據(jù)以上的誤差修正模型估計(jì)的結(jié)果可以看出，模型的擬合度較好，t統(tǒng)計(jì)量都比較顯著，不存在自相關(guān)。

（二）結(jié)果分析解釋

1.長(zhǎng)株潭高等教育資源分布與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡即協(xié)整關(guān)系，高等教育在校學(xué)生人數(shù)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1.103個(gè)百分點(diǎn)。所有從長(zhǎng)期來(lái)看，長(zhǎng)株潭高等教育資源的分布的豐富程度對(duì)該區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著非常顯著的正向促進(jìn)作用，并且高等教育資源分布增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用將大于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)高等教育的促進(jìn)作用，即長(zhǎng)株潭高等教育對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著杠杠作用。

2.長(zhǎng)株潭高等教育資源分布的多少與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間互為格蘭杰因果關(guān)系。一方面，長(zhǎng)株潭高等教育資源的分布是該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，長(zhǎng)株潭高等教育資源的分布狀況是推動(dòng)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要原因；另一方面，長(zhǎng)株潭區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是高等教育資源增長(zhǎng)的格蘭杰原因，該區(qū)域經(jīng)濟(jì)對(duì)高等教育資源的供給和需求都在擴(kuò)大，必然推動(dòng)著區(qū)域高等教育資源變得越來(lái)越充裕。

3.從短期來(lái)看，長(zhǎng)株潭高等教育資源的發(fā)展規(guī)模對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的影響不大。根據(jù)以上誤差修正模型估計(jì)的結(jié)果分析可知，長(zhǎng)株潭經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的短期變動(dòng)主要是受其自身滯后一期的影響，影響系數(shù)為0.8970。但從短期來(lái)看，長(zhǎng)株潭高等教育對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用還不顯著，這也印證了人力資本投資的短期效果不是很明顯。

五、建議對(duì)策

1.統(tǒng)籌規(guī)劃長(zhǎng)株潭高等教育，加快推進(jìn)區(qū)域內(nèi)高等教育一體化。建立長(zhǎng)株潭高等教育協(xié)調(diào)機(jī)構(gòu)，制定出高等教育資源分配的目標(biāo)、原則和具體實(shí)施方案。

2.政府加大對(duì)區(qū)域內(nèi)高等教育的投入力度，尤其是要加大教育經(jīng)費(fèi)的投入。應(yīng)逐步擴(kuò)大高等教育經(jīng)費(fèi)占生產(chǎn)總值的比例。政府還應(yīng)主導(dǎo)拓寬高等教育資金來(lái)源的渠道，引進(jìn)其他機(jī)構(gòu)或組織對(duì)區(qū)域高等教育資本的投入。

3.高等教育要主動(dòng)適應(yīng)區(qū)域一體化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。長(zhǎng)株潭高校應(yīng)根據(jù)區(qū)域一體化和產(chǎn)業(yè)升級(jí)調(diào)整學(xué)科、專業(yè)的設(shè)置，努力發(fā)揮出高等學(xué)校的產(chǎn)、學(xué)、研的強(qiáng)大功能，為區(qū)域培養(yǎng)出各類高層次綜合型、復(fù)合型和應(yīng)用技術(shù)型人才，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。

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[責(zé)任編輯 吳明宇]