我國(guó)政府教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于1978—2015年的數(shù)據(jù)分析

晉玲利

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我國(guó)政府教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于1978—2015年的數(shù)據(jù)分析

晉玲利

(安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院，安徽蚌埠 233030)

文章利用生產(chǎn)函數(shù)模型研究了政府教育支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，選取了中國(guó)1978—2015年之間的實(shí)際GDP、固定資產(chǎn)投資額、從業(yè)人口量以及財(cái)政性教育支出的數(shù)據(jù)。首先，對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行了ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示必須考慮時(shí)間趨勢(shì)，各變量的一階差分項(xiàng)都是平穩(wěn)的；接著，對(duì)變量進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，得出政府教育支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有協(xié)整關(guān)系；隨后，對(duì)模型進(jìn)行了Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正分析，得出財(cái)政性教育支出會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)且長(zhǎng)期效果優(yōu)于短期的結(jié)論。

生產(chǎn)函數(shù)；財(cái)政性教育支出；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；人力資本

一、引言與文獻(xiàn)綜述

自從1995年黨中央第一次提出科教興國(guó)戰(zhàn)略以來(lái)，我國(guó)逐漸重視起了教育工作，且近年不斷加大教育投入，財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)也由1995年的1 411.52億元增加到2015年的29 221.45億元。國(guó)家大力支持教育的目的，不僅僅是為了解決學(xué)校的經(jīng)濟(jì)壓力，同時(shí)也是為了能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)穩(wěn)定。那么，財(cái)政教育支出到底對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生怎樣的影響？本文將基于1978—2015年的數(shù)據(jù)，對(duì)此進(jìn)行探討。

關(guān)于政府教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，國(guó)內(nèi)外已經(jīng)有很多文獻(xiàn)對(duì)此進(jìn)行分析。但是，財(cái)政性教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間到底存在怎樣的關(guān)系還一直沒(méi)有定論。因?yàn)樵诓煌纳鐣?huì)制度和綜合國(guó)情下，各國(guó)政府性教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也不同。

(一)國(guó)外相關(guān)研究

在國(guó)外，最早提出教育經(jīng)濟(jì)價(jià)值是沃爾什，他于1935年發(fā)表的《人力資本觀》也成為了教育經(jīng)濟(jì)學(xué)上具有代表性的一篇文章。文章使用了教育費(fèi)用與畢業(yè)后收入增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)，對(duì)是否應(yīng)該上大學(xué)進(jìn)行了探討。隨后，人力資本理論的創(chuàng)立者舒爾茨采用美國(guó)1929—1957年的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析了經(jīng)濟(jì)發(fā)展與教育投資之間的關(guān)系，研究表明教育投資數(shù)量對(duì)美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為33%并驗(yàn)證了沃爾什的觀點(diǎn)。Danison使用美國(guó)1929—1982年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)美國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中有0.66%是教育投入的貢獻(xiàn)，政府性教育支出可以推動(dòng)社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，從而使經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。Helms對(duì)美國(guó)1965—1979年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)教育支出的增加可以帶來(lái)個(gè)人收入的增加，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Gimmal通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)人力資本及其增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有顯著影響。Collins和Bosworth分析了1984—1994年韓國(guó)、新加坡等7個(gè)亞洲國(guó)家的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)韓國(guó)、新加坡等在人均教育支出對(duì)人均產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率分別為9.7%、10%等，從而進(jìn)一步得出在亞洲，教育投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)主要因素。Wolf基于規(guī)范分析研究高等教育是否能對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，發(fā)現(xiàn)高等教育會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生間接的影響，因?yàn)榻逃讲粌H與個(gè)人工資有關(guān)系，還與就業(yè)機(jī)會(huì)有關(guān)。Hall和Jonesmann對(duì)127個(gè)國(guó)家2008年每個(gè)工人產(chǎn)出進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)22%。

(二)國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

王俊、孫蕾基于VAR模型對(duì)預(yù)算內(nèi)教育支出與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)預(yù)算內(nèi)教育支出有促進(jìn)作用，而預(yù)算內(nèi)教育支出對(duì)GDP有一定的推動(dòng)作用。郭鳳英使用1980—2011年的時(shí)間序列，對(duì)政府教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互影響做了Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明財(cái)政性教育支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在因果關(guān)系，且影響隨著時(shí)間不斷增大，進(jìn)一步論證了上述結(jié)論。所以，我國(guó)的教育投入還存在較大的提升空間，應(yīng)該持續(xù)加大政府教育投入、合理配置教育資源的教育政策。劉孝斌、吳艷使用雙對(duì)數(shù)模型分析了教育支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互作用，得出教育支出、投資和勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展都具有正向關(guān)系的結(jié)論，在此基礎(chǔ)上提出一系列政策建議?？仔硬捎煤贾菔?978—2009年的數(shù)據(jù)，對(duì)杭州市高等教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)杭州市的高等教育推動(dòng)了其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻沒(méi)有促進(jìn)高等教育的發(fā)展，兩者沒(méi)有形成良性互動(dòng)。李佳璐通過(guò)實(shí)證研究得到教育投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展間只存在單向因果，就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)推動(dòng)教育支出的增加，但教育支出卻不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。肖碧云對(duì)福建省財(cái)政性教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)財(cái)政性教育投入每增加1%，經(jīng)濟(jì)約增長(zhǎng)0.3652%，即財(cái)政性教育支出會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。王春元基于柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，使用1980—2010年的數(shù)據(jù)得出每1%的教育支出增長(zhǎng)能帶來(lái)28%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此我國(guó)應(yīng)該加大教育領(lǐng)域的投入。楊帆實(shí)證分析了我國(guó)教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的作用，結(jié)果得出教育投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單向協(xié)整。我國(guó)應(yīng)該加大教育投資規(guī)模，改善教育支出結(jié)構(gòu)。

二、生產(chǎn)函數(shù)的理論回顧

(一)模型的選擇和設(shè)計(jì)

本文使用的模型基于下面的宏觀生產(chǎn)函數(shù)：

(2)

(二)變量選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取以1978年為基期的實(shí)際GDP代表實(shí)際收入，為了減少異方差對(duì)其取對(duì)數(shù)，記作LNGDP；選擇固定資產(chǎn)投資額作為物質(zhì)資本，對(duì)其取對(duì)數(shù)，記作LNK；采用歷年從業(yè)人口數(shù)代表勞動(dòng)力的數(shù)量，對(duì)其取對(duì)數(shù)LNL；選擇財(cái)政性教育支出作為平均受教育水平，對(duì)其取對(duì)數(shù)LNE。綜上所述，我們可以推出下面模型：

本文選用了1978—2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，樣本容量為38，所有變量都去除了價(jià)格的影響，使用其實(shí)際數(shù)值，并取其自然對(duì)數(shù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

三、實(shí)證分析與解釋

(一)單位根檢驗(yàn)

為了防止偽回歸的產(chǎn)生，需要先對(duì)序列做平穩(wěn)性檢驗(yàn)。常見(jiàn)的做法有DF檢驗(yàn)與ADF 檢驗(yàn)兩種。但是，DF 檢驗(yàn)僅僅適合時(shí)間序列是一階自回歸的變量，對(duì)于時(shí)間序列是高階回歸的變量我們應(yīng)該對(duì)其做 ADF 檢驗(yàn)。本文對(duì)各變量進(jìn)行 ADF 檢驗(yàn)，即對(duì)序列做如下回歸分析：

通過(guò)ADF檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，本文所有變量的水平值的t檢驗(yàn)值都大于1%的麥金農(nóng)臨界值，因而都不能拒絕原假設(shè)，即變量存在單位根。但是所有變量通過(guò)一階差分后都小于1%的麥金農(nóng)臨界值，可以拒絕原假設(shè)，即一階差分項(xiàng)不存在單位根。因此得出，所有變量水平值都不平穩(wěn)，但通過(guò)一階差分后變平穩(wěn)了。下面對(duì)這些變量的一階差分項(xiàng)進(jìn)行研究。

(二)協(xié)整分析

需要對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。通常使用E-G兩步法與Johansen 極大似然法這兩種方法進(jìn)行檢驗(yàn)。其中，E-G兩步法大多被應(yīng)用于兩個(gè)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)，而不是多個(gè)變量之間的檢驗(yàn)。

本文的協(xié)整向量不只一個(gè)，因此本文最終選用Johansen 極大似然法。采用第四種協(xié)整方程，即序列和協(xié)整方程都具有線性趨勢(shì)：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 Johansen檢驗(yàn)

由表2，拒絕第一個(gè)原假設(shè)“有0個(gè)協(xié)整向量”，即至少存在一個(gè)協(xié)整向量。接受第二個(gè)原假設(shè)“至多有1個(gè)協(xié)整向量”。綜上可以得出結(jié)論：有且只有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為：

(3.457898) (3.115153) (2.874036) (5.989140)

其中，系數(shù)下面為t值。

式(7)表明，固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人數(shù)和財(cái)政性教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)均為正，且固定資產(chǎn)投資的彈性系數(shù)最小，為0.174007；財(cái)政性教育支出的彈性系數(shù)最大，為0.374425；就業(yè)人數(shù)的彈性系數(shù)在兩者之間，為0.236663?？梢詮氖?7)分析得出，到目前為止，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式一直為粗放型，而且勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)在其中具有較大的比重。從政府教育支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響可以看出，我國(guó)政府教育增長(zhǎng)會(huì)較大地推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。政府教育支出每增長(zhǎng)1%，會(huì)帶來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高達(dá)37%的增長(zhǎng)。由此我們可以得出，提高政府教育投入，加大政府教育支出規(guī)模，都會(huì)對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生持久的有利影響。

(三)誤差修正模型

由于各變量之間一開(kāi)始并沒(méi)有達(dá)到長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，是從非均衡的關(guān)系過(guò)渡而來(lái)的。所以，需要研究各協(xié)整向量由非均衡向均衡轉(zhuǎn)化的過(guò)程，并且基于已得出的協(xié)整方程式(7)，建立VCM模型。結(jié)果如下：

(6.761405) (5.319445) (-1.872266) (1.654817) (-1.977284)

其中，系數(shù)下面為t值。分析誤差修正模型，長(zhǎng)期誤差修正系數(shù)為負(fù)，具有反向修正機(jī)制?；貧w結(jié)果表明：固定資產(chǎn)投資額的短期變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出有正向影響，固定資產(chǎn)投資額每增加1%，實(shí)際GDP增加0.14823%；從業(yè)人口的短期變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出存在負(fù)向影響；政府教育支出的短期波動(dòng)也對(duì)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生正向影響，支出每提高1%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.078744%。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

為分析實(shí)際GDP、固定資產(chǎn)投資額、從業(yè)人口量以及財(cái)政性教育支出間的因果關(guān)系，判斷被解釋變量是否由解釋變量所決定，解釋變量的變動(dòng)能否引起被解釋變量的變動(dòng)。下面對(duì)模型的各個(gè)變量做Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，即利用F-檢驗(yàn)來(lái)判斷是否為零，是的第i行第j列元素。具體結(jié)果詳見(jiàn)表3。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從上述檢驗(yàn)中我們可以發(fā)現(xiàn)，在我國(guó)，資本存量K拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也會(huì)反向?qū)е沦Y本存量K的提高，即固定資產(chǎn)投資額與實(shí)際GDP具有相互因果關(guān)系；勞動(dòng)力L會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)力L卻沒(méi)有顯著的影響，即從業(yè)人口數(shù)量與實(shí)際GDP僅存在單向因果關(guān)系；教育支出E和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果，也就是說(shuō)教育支出E的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的作用。這些結(jié)論和經(jīng)濟(jì)理論基本一致。

四、結(jié)論與政策建議

本文采用我國(guó)1978—2015年之間的實(shí)際GDP、固定資產(chǎn)投資額、從業(yè)人口量以及財(cái)政性教育支出的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，通過(guò)Granger因果以及誤差修正分析，得出以下結(jié)論：

第一，在短期內(nèi)，政府教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向關(guān)系。財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)每增加1%，大約能使經(jīng)濟(jì)提高0.078%。

第二，在長(zhǎng)期中，政府教育支出與經(jīng)濟(jì)也存在正相關(guān)關(guān)系，教育投入每增加1%，大約能夠帶來(lái)經(jīng)濟(jì)0.374%的增長(zhǎng)。

第三，政府教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期作用比短期作用更好，這是因?yàn)檎逃度雽?duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用需要長(zhǎng)期積累，教育投資應(yīng)該是一個(gè)長(zhǎng)期行為。這個(gè)結(jié)果證明了想要在短期內(nèi)乃至長(zhǎng)期推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速穩(wěn)定增長(zhǎng)，必須加大政府教育投入。

基于上述結(jié)論，本文提出兩點(diǎn)政策建議：

第一，我國(guó)應(yīng)該提高政府教育投入，優(yōu)化教育投資結(jié)構(gòu)，合理配置教育資源。如：我們應(yīng)該推動(dòng)師資交流，推動(dòng)教育信息化，積極開(kāi)發(fā)教育共享平臺(tái)；合理配置學(xué)校布局，縮小城鄉(xiāng)教育差距，形成教育資源的均衡配置。

第二，建立健全教育資金的監(jiān)管機(jī)制，制定績(jī)效評(píng)價(jià)體系。減少學(xué)校由于硬件或軟件上的重復(fù)建設(shè)而引起的不必要浪費(fèi)，確保學(xué)校的每一筆消費(fèi)都公開(kāi)、透明、合理、高效；設(shè)立相關(guān)衡量指標(biāo)，對(duì)學(xué)校教育質(zhì)量、科學(xué)成果進(jìn)行考核，推動(dòng)教育教學(xué)的穩(wěn)步發(fā)展。

[1] 肖碧云. 福建省財(cái)政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J]. 長(zhǎng)沙大學(xué)學(xué)報(bào)，2016(3)：33-36.

[2] 郭鳳英. 我國(guó)的政府教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于1980-2011年的數(shù)據(jù)分析[J]. 技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2013(12)：97-101.

[3] 孔杏. 基于協(xié)整方法的高等教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究——以杭州市為例[J]. 生產(chǎn)力研究，2012(2)：105-107.

[4] 梁艷萍, 高建軍, 黃大乾. 高等教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互動(dòng)均衡關(guān)系的比較研究——以廣東省和江蘇省為例[J]. 西南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2010(8)：214-217.

[5] 李佳璐. 教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡與因果關(guān)系[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012(1)：25-28.

[6] 李雯，查奇芬. 中國(guó)高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)有多大[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2006(4)：32-34.

[7] 吳能全，陳劍. 廣東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的教育因素貢獻(xiàn)分析[J].南方經(jīng)濟(jì)，2004(10)：18-23.

[8] 樂(lè)菲菲. 教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系研究現(xiàn)狀及未來(lái)展望[J].東岳論叢，2011(7)：26-29.

[9] 劉漢偉. 堅(jiān)持高等教育規(guī)模、質(zhì)量、結(jié)構(gòu)、效益相統(tǒng)一的科學(xué)發(fā)展[J]. 遼寧工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版) , 2009 (3) :71-73.

[10] Barro，R.J. Economie Growth in a Cross-section of Countries[J]. Quarterly Journal of Economies，1991,106 (2)：407-444.

[11] Benhabib，J and M. Speigel. The Role of Human Capital in Ec-onomic Development：Evidence from Aggregate Cross-CountryData [J]. Journal of Monetary Economics，1994, 34 (2)：143-173.

[12] Blis，M and P.Klenow. Does Schooling Cause Growth? [J]. Amer-ican Economic Review，2000, 90(5)：1160-1183.

[13] 劉洪順. 談高等教育成本核算的幾個(gè)問(wèn)題 [J].遼寧工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版) , 2004 (5) : 102-102.

[14] 韓林琳, 李艷秋. 和諧社會(huì)視野下我國(guó)教育公平的反思[J]. 遼寧工業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版) , 2011(2): 71-74.

(責(zé)任編校：李延軍)

10.15916/j.issn1674-327x.2017.04.007

F016.2

A

1674-327X (2017)04-0023-04

2017-02-10

晉玲利(1992-)，女，安徽合肥人，碩士生。

網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2017-06-27 14:19；

http://kns.cnki.net/kcms/detail/21.1415.C.20170627.1419.010.html