貧困地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與教育扶貧關系分析
——基于湖南省湘西州的實證

向延平

（湖南女子學院旅游系，湖南長沙410004）

一、引言

在經(jīng)濟發(fā)展與教育發(fā)展、教育扶貧間關系的協(xié)整研究成果方面，鄧宏亮、黃太洋[1]運用空間面板回歸和門檻面板回歸模型對2000-2010年省級面板數(shù)據(jù)進行分析，探討了經(jīng)濟發(fā)展中教育投入效應的空間外溢性及門檻特征。關曉斌[2]通過實證研究1996-2011年間北京地區(qū)高等教育投入與經(jīng)濟發(fā)展指標時間序列數(shù)據(jù)，驗證了北京地區(qū)高等教育投入和經(jīng)濟發(fā)展指標之間存在明顯的長期均衡關系。趙國春、梁勇[3]通過研究少數(shù)民族地區(qū)高等教育與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)同性關系，發(fā)現(xiàn)總體上少數(shù)民族地區(qū)高等教育與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的協(xié)同性逐年降低。高曉盼、趙秀恒[4]利用ARMIA模型、格蘭杰因果檢驗、Johansen協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型（VEC）實證分析1985-2011年我國城市化進程中城市化、經(jīng)濟發(fā)展與高等教育水平發(fā)展情況。陶元磊、李強[5]引入高等教育其他外部治理主體為輔助變量，運用1999-2011年間31個省份面板數(shù)據(jù)，以空間相關性為基礎，構(gòu)建動態(tài) VECM 模型分析兩者之間長短期因果關系和強因果關系。本文以地處貧困地區(qū)的湖南省湘西土家族苗族自治州（簡稱湘西州）為例分析其經(jīng)濟發(fā)展與教育扶貧關系。

二、研究方法與數(shù)據(jù)來源

我們使用的脈沖響應模型[6]是向量自回歸（VAR）模型和脈沖響應函數(shù)（IRF）。為了充分考慮研究數(shù)據(jù)統(tǒng)計特征，VAR模型數(shù)學公式為：

公式（1）中，yt：m 維內(nèi)生變量向量；xt：d 維外生變量向量；p：內(nèi)生變量的滯后階數(shù)；r：外生變量的滯后階數(shù)；A1…At和 B1…Br是待估參數(shù)矩陣；et：誤差向量，t：年。

本文選取湘西州2005-2015年財政收入（FR）和教育資助（EA）兩個指標展開分析，數(shù)據(jù)來源于歷年湘西州《統(tǒng)計公報》，見表1。為避免異方差影響，我們將FR、EA所有數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)變換，分別表示為LFR、LEA，其對數(shù)一階差分分別表示為DLFR、DLEA。利用 Eviews8.0統(tǒng)計軟件完成本文數(shù)據(jù)處理與檢驗。

表1 湘西州財政收入與教育資助數(shù)據(jù)（單位：億元）

三、研究結(jié)果與分析

1.序列圖分析

LFR、LEA變化趨勢圖見圖1，可以看出，LFR、LEA均呈現(xiàn)出連續(xù)增長的趨勢，表明LFR、LEA兩個序列是帶有增長趨勢的非平穩(wěn)序列。由圖2判斷出DLFR、DLEA即LFR、LEA的一階差分存在平穩(wěn)性，于是我們對其進行VAR模型平穩(wěn)性檢驗。

圖1 LFR、LEA變化趨勢

圖2 DLFR、DLEA變化趨勢

2.VAR模型平穩(wěn)性檢驗

圖3 LFR、LEA的AR根圖

圖3為LFR、LEA數(shù)據(jù)的VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果圖，圖中顯示出全部特征根均小于1，表明LFR、LEA是一個平穩(wěn)系統(tǒng)，呈現(xiàn)出平穩(wěn)性特征。

3.VAR模型滯后期的選擇

表2 VAR模型不同滯后期評價指標值

從表2中看出，VAR模型不同滯后期5個評價指標值（LR、FPE、AIC、SC、HQ）中有4個指標（FPE、AIC、SC、HQ）認為應建立VAR（2）模型，于是我們決定建立VAR（2）模型展開分析。

4.VAR模型估計

前文分析結(jié)果說明LEA、LRF是一個平穩(wěn)數(shù)列，故我們應建立VAR（2）模型，見表3。

表 3 LEA、LRF 的 VAR（2）模型

進而我們得到VAR（2）模型的代數(shù)表達式，見公式（2）、（3）：

5.脈沖響應分析

LEA、LFR脈沖響應分析過程中，我們選擇的CombinedGraphs（合成圖）和None（非算法），同時假設沖擊作用的滯后期是10年。

圖5（1）是LEA對一個標準差新息的響應。由圖5（1）可看出，LEA對自身的新息過程比較敏感，在受到單位沖擊后立刻產(chǎn)生反應，呈現(xiàn)下降趨勢，在第2期接近零，之后遞減至第3期達到最低點，之后回升至第5期，第5期至第7期呈現(xiàn)下降趨勢，第7期到第9期呈現(xiàn)回升趨勢，總體呈現(xiàn)波動起伏狀態(tài)，整體說明LEA對LFR呈現(xiàn)正響應。LFR對LEA的一個標準差沖擊在初始期呈現(xiàn)零響應，第2期后遞增達到最大，之后遞減到第4期，第4期到第6期上升后下降到第8期，第8期持續(xù)上升，在沖擊期間內(nèi)也呈現(xiàn)波動起伏狀態(tài)，同樣整體說明LEA對LFR呈現(xiàn)正響應。

圖5 LEA、LFR對一個標準差新息的響應

圖5（2）是LFR對一個標準差新息的響應。由圖5（2）可看出，LFR對其自身的一個標準差一開始處于零之下，雖有波動，但全部呈現(xiàn)出正響應。LFR對于LEA標準差的擾動一開始達到最高點，此后起伏不平，說明LFR對LEA呈現(xiàn)正響應不太顯著。

6.格蘭杰（Granger）檢驗

Granger因果關系檢驗結(jié)果見表4，滯后期為2時，F(xiàn)R不是 EA格蘭杰成因的原假設拒絕，即說明FR是EA的格蘭杰成因；同理，EA不是FR格蘭杰成因的原假設拒絕，說明ES是RF的格蘭杰成因，可認為EA是FR格蘭杰成因的原假設接受?？傊?，ES和RF間存在相互影響關系。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

四、結(jié)論

利用VAR模型和脈沖響應（IRF）分析并檢驗了湘西州2005-2015年財政收入（FR）和教育扶貧資助（EA）之間關系，結(jié)果表明：（1）在平穩(wěn)性建議方面，F(xiàn)R和EA序列存在非平穩(wěn)性，LFR和LEA序列則存在平穩(wěn)性，從而我們可建立VAR模型。（2）在脈沖響應方面，LEA對LFR呈現(xiàn)正響應，LFR對LEA正響應不太顯著，說明湘西州經(jīng)濟發(fā)展對教育扶貧產(chǎn)生了正面影響，湘西州教育扶貧對經(jīng)濟發(fā)展的正面影響不太明顯。（3）在格蘭杰成因方面，滯后期為2時，F(xiàn)R和EE之間存在相互影響；EA是FR的格蘭杰成因，F(xiàn)R也是EA的格蘭杰成因，結(jié)果說明湘西州經(jīng)濟發(fā)展促進了當?shù)亟逃鲐?，教育扶貧同樣促進了當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展。

我們建議：（1）湘西州應充分利用當?shù)亟?jīng)濟資源，積極發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟，促進旅游、礦產(chǎn)、特色農(nóng)業(yè)等產(chǎn)業(yè)發(fā)展，增加政府財政收入，改善當?shù)亟?jīng)濟生態(tài)和教育環(huán)境，提高當?shù)鼐用袷杖胨?、生活水平和教育水平，以?jīng)濟促教育，通過發(fā)展當?shù)亟?jīng)濟促進當?shù)亟逃鲐?。?）加大湘西州教育扶貧，提高教育資助力度、額度、廣度和深度，擴大教育資助覆蓋面，全面落實教育精準扶貧，重點是學前教育精準扶貧、中學教育精準扶貧和職業(yè)教育精準扶貧，做到教育扶貧對象精準，教育扶貧方式精準，精準管理教育扶貧資金，實現(xiàn)湘西州教育真扶貧和扶真貧，改善湘西州教育生態(tài)，全面提高貧困地區(qū)居民智力和技能，提升貧困居民教育水平和技術技能，以此促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，做到貧困地區(qū)真脫貧和脫真貧。

參考文獻：

[1]鄧宏亮，黃太洋.經(jīng)濟發(fā)展中教育投入效應的空間計量與門檻分析[J].中國高教研究，2013，（3）:25-31.

[2]關曉斌.北京地區(qū)高等教育投入與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調(diào)關系研究[J].中國人民大學教育學刊，2014，（4）:117-127.

[3]趙國春，梁勇.少數(shù)民族地區(qū)高等教育與經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同性研究[J].中國高教研究，2014，（5）:58-64.

[4]高曉盼，趙秀恒.城市化、經(jīng)濟發(fā)展與高等教育水平的實證研究[J].統(tǒng)計與管理，2014，（6）:43-44.

[5]陶元磊，李強.地方高等教育財政投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的協(xié)同效應研究——基于省際面板數(shù)據(jù)的空間因果性分析[J].復旦教育論壇，2015，（1）:74-81.

[6]易丹輝.數(shù)量分析與Eviews應用[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2002.167.