教育与经济增长研究

教育与经济增长研究（精选12篇）

教育与经济增长研究 第1篇

发达国家的经济发展实践已经证明, 教育投资的数量和质量与经济增长密切相关。舒尔茨的人力资本理论指出, 人力资本是社会进步的决定性因素, 人力资本投资是经济增长的主要源泉。人力资本投资包括正规教育、在职培训、健康水平的提高、劳动力迁移等方面, 其中最重要的就是教育投资。进入21世纪, 在知识经济迅猛发展的大背景下, 人力资源和科技创新必将成为推动一国经济增长, 使其在全球竞争中占据优势地位的主要动力。作为发展中国家, 教育是我国可持续发展的核心动力。如何是充分发挥教育投资对经济增长的拉动作用, 同时通过经济发展保证教育投资, 实现两者间的良性互动, 是现阶段的重要课题。

2 教育投资与经济增长关系研究现状

亚当·斯密在其著作《国富论》中提出:“人的才能和其他任何种类的资本一样都是重要的生产手段, 人们要获得才能, 须受教育。”首次提出教育投资可以创造价值。自上世纪60年代以来, 教育投资与经济增长的关系问题开始受到经济学家的关注。舒尔茨 (1962) 采用余数分析法, 对柯布-道格拉斯生产函数中的“剩余”进行定量分析, 得出1929-1957年美国的教育投资的平均收益率为17.3%, 教育投资对国民收入增长的贡献为33%。美国经济学家丹尼森 (1962) 通过增长因素分析法, 分别计算得出包括教育因素在内的各因素在经济增长中的作用, 得出在1929年-1957年间, 教育对美国国民收入年增长率的贡献为35%。

我国对该问题的研究起步于20世纪80年代。沈利生、朱运法 (1997) 利用因素测算法, 计算出人力资本存量增长占我国GDP增长来源的30.6%, 且边际效益大于固定资本投资。靳希斌 (1997) 根据马克思关于少量复杂劳动等于多倍简单劳动的理论, 证实了中国1952-1978年教育在国民经济增长中的贡献率是20.9%。

3 实证分析

3.1 变量选取、数据来源与初步处理

教育投资是指一个国家或地区, 出于教育事业发展的需要, 投入教育领域中的人力、物力和财力的总和。考虑到我国财政性教育经费的主导地位和数据的可获取性, 本文选取国家财政性教育经费这一指标来反映教育投资情况, 经济增长用国内生产总值 (GDP) 来衡量。所用数据为年度数据, 时间跨度为1991-2011年, 所有数据来自《中国统计年鉴2013》, 获得的数据均以当年价格计算。对教育投资与GDP总量进行简单相关分析, 得到两者间Pearson相关系数为0.993, 在0.01水平上显著相关, 说明二者存在紧密联系。

为消除异方差性的影响, 对教育投资和GDP取对数处理, 分别记为LnEDU和LnGDP。

3.2 单位根检验

时间序列数据不平稳会导致“虚假回归”, 为保证时间序列的平稳性, 先对变量的水平及差分形式进行单位根检验。表2的检验结果显示, 变量LnEDU和LnGDP水平序列和一阶差分序列的ADF值均大于5%显著性水平下的临界值, 为非平稳数列。二次差分后, 二阶差分序列拒绝了“存在单位根”的原假设, 说明两变量为二阶单整序列, 可能存在长期协整关系。

3.3 协整检验

在已知LnEDU和LnGDP均为二阶单整序列的情况下, 利用EG两步法检验二者间是否存在协整关系。首先, 对LnEdu序列和LnGDP序列做最小二乘回归得到:

从D.W.值来看, 模型中很可能存在自相关问题。考虑通过引入适当滞后阶数来消除模型的自相关性。调整后得到LnGDP和LnEDU的滞后回归模型如下:

考虑到模型中引入了因变量的滞后项, D.W.检验失效, 故采用拉格朗日检验 (LM检验) 。结果显示, 滞后阶数为2时, P值为0.77;滞后阶数为3时, P值为0.91, 均接受原假设, 认为残差不存在序列相关。

对残差序列进行单位根检验, 结果如下表所示。检验结果显示在1%的显著性水平下, 残差序列是平稳的, 表明我国教育投资与经济增长之间存在长期的协整关系。教育投资对经济增长的长期弹性为0.83, 从长期来看, 教育投资每增长1%, GDP同方向变动0.83%。

3.4 格兰杰因果检验

为进一步探究我国教育投资与经济增长的内在关系, 检验教育投资和经济增长两个变量是否对彼此具有预测性, 本文采用格兰杰因果关系检验法, 研究两变量之间的因果关系。根据AIC准则确定滞后阶数为2, 检验结果如下:

由检验结果可知, 在5%的显著性水平下, 教育投资增长率与GDP增长率互为格兰杰原因, 两者之间存在双向的因果关系。

4 结论

(1) 1991-2011年期间, 教育投资与经济增长间存在长期均衡关系, 教育投资对经济增长的长期弹性为0.83, 作用十分显著。

(2) 教育投资与经济增长间存在双向因果关系, 两者间有双向拉动的作用。

(3) 通过提高教育投资的数量和质量, 保证经济增长;通过财政收入的增加, 为教育投资提供保障, 实现二者的良性互动, 形成良性循环。

5 促进教育投资与经济增长良性互动的对策建议

5.1 推进教育投资体制改革, 构建有利于经济发展的教育投资体制

随着知识经济的发展, 人力资本对经济发展的影响愈发明显。要充分认识到“科教兴国, 人才强国”战略的正确性和教育投资的重要性。教育投资体制是教育体制和财政体制的重要组成部分。良好的教育投资体制能够促进教育和社会经济协调发展。要充分发挥教育对经济发展的拉动作用, 必须要推进教育体制改革, 明确教育经费的来源和负担主体, 解决教育经费的筹措、有效配置和合理管理使用的问题。

5.2 提高国家财政性教育经费占财政总支出的比重

1991年至2011年期间, 国家财政性教育经费由617.8亿元上升到18586.7亿元, 在绝对总量上的增长速度有目共睹。但是从相对比重上看, 教育经费占财政总支出的比例远不及基础设施等物质资本投资项目。这可能因为教育投资的收益具有时滞性和间接性且不易测定, 导致各级政府对教育投资意愿不足。从我国现行教育体制来看, 政府财政性教育经费是我国教育经费的主要来源, 且这种主导地位在今后多年也不会改变。因此, 要保持教育投资与经济发展的良性互动, 还要进一步提高教育经费占财政总支出的比重。

5.3 优化教育投资结构

我国教育投资的结构问题主要体现在三方面:义务教育经费占总教育经费的比例低、职业技术教育发展滞后和地区教育投资水平的不平衡。

基础教育是经济发展的基础。世界各国教育投资体制的制度存在着一个共同规律, 即要在先保证初、中等的投资的基础上, 再增加高等教育的投资。但是我国近年来的教育投资结构, 呈现出明显的向高等教育倾斜的现象, 基础教育投入比例显著低于发达国家。这样的经费分配比例是不利于高等教育和经济的持续发展的。我国应把投资重点向基础教育转移, 提高全社会义务教育和中等教育水平。

随着经济全球化的深入, 产品生产工艺、流程、质量标准等方面开始与国际接轨, 需要培养大量高素质的技术性、服务性的专业人才。政府应加强对中职教育和高职教育的投资力度, 并适当扩大职业教育的规模。

另外, 我国各地区教育经费投入情况存在较大差异, 经济发展水平较高的地区教育经费投入远高于经济落后地区。教育经费投入的巨大差异势必会影响教育的公平性, 教育资源的短缺导致农村劳动力素质亟待提高。中央政府有必要加大农村地区 (特别是中西部) 的教育投资力量, 同时利用财政再分配手段, 实行城乡转移支付, 促进区域教育均衡发展。

5.4 健全教育投资立法, 提高教育经费使用效率

我国《教育法》和《中国教育改革和发展纲要》规定, 要逐步提高国家财政性教育经费占国民生产总值的比例, 努力实现4%的目标。但是截至2011年, 这个目标依旧没有达到。这与现行法律规定地过为笼统有关, 模糊的规定导致出现“有法不依”的结果, 健全教育投资立法, 出台《教育投资法》势在必行。另外, 要建立保障法规执行的监督检查机制和责任追究机制, 敦促各级政府承担起教育投资的责任。同时提高教育经费的使用效率, 教育行政部门根据我国教育的实际发展情况科学统筹安排教育经费, 建立科学的教育管理体制, 减少教育资源的浪费, 争取做到“把钱花在刀刃上”。

5.5 拓宽教育资金筹措渠道

政府可以采用商业化手段吸引社会团体、科研机构、国营和民营企业以及各种基金组织成为教育投资的主体, 发展非公办教育。缓解教育投入不足的问题的同时引进竞争机制, 促进公立学校提高教学水平。

摘要：教育投资是经济增长的重要拉动力量, 经济持续的增长又是扩大教育投资规模的保障。基于我国1991-2011年的统计数据, 运用协整检验和格兰杰因果检验, 对我国教育投资和经济增长的内在关系进行实证研究。结果显示:教育投资增长率与GDP增长率互为格兰杰原因, 两者之间存在双向的因果关系;教育投资与经济增长间存在长期均衡关系, 教育投资对经济增长的拉动作用十分显著。基于以上结果, 为实现两者的良性互动提出相关对策建议。

关键词：教育投资,经济增长,因果关系,实证研究

参考文献

[1]T.W.舒尔茨.论人力资本投资[M].北京:北京经济学院出版社, 1988.

[2]沈利生, 朱运法.人力资源开发与经济增长关系的定量研究[J].经济研究, 1997, (12) .

浅谈就业与经济增长研究 第2篇

1.经济增长与名义就业的协整分析

本文对1992-中国经济增长(GDP)与名义就业人数(L)进行协整检验。为了消除异方差得到较平稳的序列，首先对1992-20的国内生产总值GDP和名义就业人口数L进行对数化处理，取对数后的变量用LNGDP和LNL表示，而一阶差分后的变量用D(LNGDP)和D(LNL)表示。

(1)变量的平稳性检验。在检验协整关系前，必须用单位根检验来判断两个变量的平稳性。只有两变量是一阶单整的前提下，它们才有可能存在长期协整关系。ADF平稳性检验结果见表1。

表1GDP与名义就业ADF检验结果

从表1可以看出，D(LNGDP)和D(LNL)都是平稳的，而LNGDP和LNL都是不平稳的，即D(LNGDP)和D(LNL)是I(0)，而LNGDP和LNL是I(1)，因此，我们认为两者间可能存在协整关系。

(2)经济增长与名义就业的协整分析。本文采用Engle和Grange提出的两步检验(AEG检验)法对LNGDP和LNL之间的协整关系进行检验，相应的得到了LNGDP和LNL之间的回归方程。

LNL=10.27025+0.079439LNGDP(1)

利用Eviews5.0得到了回归方程1相应的统计特征，其中D.W=0.410679,由此可以初步判断回归模型存在自相关。通过对回归模型残差序列的Q统计量、序列相关图和2阶LM检验可知，该回归方程确实存在1、2阶自相关，因此需要对模型进行序列的修正。

(3)模型的修正。由于公式1的回归方程存在着1阶和2阶的自相光，因此我们需要用AR(1)和AR(2)对其进行修正，修正后的回归方程如下：

LNL=10.18760+0.086568LNGDP+Ut

Ut=1.297247Ut-1-0.696507Ut-2(2)

修正后回归方程的D.W=2.097864,可能不存在自相关，通过对修正后方程残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，修正后的回归方程不存在自相关。

(4)残差序列的单位根检验。在得到对LNL和LNGDP修正的回归方程后，我们将进行AEG检验的第二步，即残差序列的平稳性检验。其检验结果表明，ADF值=-3.747880，5%水平下的临界值=-1.974028，ADF值小于5%水平下的临界值，由此说明修正后的LNL和LNGDP的残差序列是平稳的，也就说LNL和LNGDP之间存在长期的协整关系，但是由于其回归方程的弹性系数只有0.086568，所以两者间的这种协整关系不是很明显，经济增长对名义就业的拉动作用不显著。

2.经济增长与有效就业的协整分析

在对经济增长与名义就业的协整关系进行分析后，本文对中国经济增长与有效就业的协整关系进行分析。本文选取1992-中国国内生产总值GDP和生产要素法测算的有效就业人数RE进行协整分析。同样，为了消除异方差我们对数据进行对数化处理，取对数后的变量用LNGDP和LNRE表示，而一阶差分后的变量用D(LNGDP)和D(LNRE)表示。

(1)变量的平稳性检验。对变量序列单位根检验的结果如下：

表2经济增长与有效就业变量序列的ADF检验结果

由表2可知，LNGDP和LNRE都是非平稳序列，而他们的一阶差分都是平稳的，即LNGDP和LNRE都是I(1)序列。由此可见，两个变量间可能存在长期的协整关系(2)经济增长与有效就业的协整分析。运用AEG检验对LNGDP和LNRE进行协整分析，得到如下的回归方程：

LNRE=6.868501+0.318509LNGDP(3)

运用Eview5.0对回归方程(3)的统计检验可知，其D.W=0.463620,由于其D.W值过大，可能存在自相关的问题。通过对回归方程(3)残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，回归方程存在1阶自相关，因此需要对模型进行序列的修正。

(3)模型的修正。本文选取广义差分最小二乘法中的H-L法对回归方程(3)进行重新的修正，以便消除序列间存在的自相关。修正后的回归方程为：

LNRE=7.410613+0.203678LNGDP(4)

对回归方程(4)进行统计分析可知，其D.W=1.479183，其D.W值在合理区间内，修正后的回归方程可能消除了1阶自相关的影响。通过对修正后方程残差序列Q统计量和序列相关图的进一步分析可知，修正后的回归方程已不存在自相关。

(4)残差序列的单位根检验。对修正后回归方程(4)的残差序列进行单位根检验，其检验结果表明,ADF值=-2.830199,5%水平下的临界值=-1.974028，ADF值小于5%水平下的临界值，由此说明表明LNRE与LNGDP两个序列之间存在协整关系，且由于修正后回归方程的弹性系数为0.203678，所以我们可以认为LNRE与LNGDP间存在着显著的协整关系，经济增长对有效就业有明显的拉动作用。

二、经济增长对名义就业和有效就业拉动关系的比较分析

通过上文的讨论可知，中国在经济转型期经济增长对名义就业没有明显的拉动作用，似乎奥肯定律在中国失效了。可通过对经济增长与有效就业的协整分析可知，前者对后者有明显的拉动作用。这两种鲜明的比较结果引发了我们的思考，经济增长对就业率是否有拉动作用?是怎样的内在作用机制导致了这种鲜明的对比结果?要想解答这些疑惑，我们首先需要弄清名义就业与有效就业的关系。

1.名义就业与有效就业的关系

根据有效就业理论可知，有效就业是名义就业中不存在隐性失业时的就业数量。从微观经济学的角度考虑，有效就业是指劳动力的边际生产力大于零的就业，它反映了就业的有效性和利用程度，体现了就业的质量标准。据此我们可以清晰的描述名义就业和有效就业间的关系。

有效就业=名义就业-隐性失业(5)

2.比较分析的结论

通过公式5可以看出，隐性失业是有效就业与名义就业间的关系枢纽。所谓隐性失业，是指生产过程中，生产资料与劳动力的构成失衡，劳动力的数量远远超过了由技术条件所决定的生产资料对劳动力的需要量而出现的部分劳动力的闲置现象。隐性失业显性化是造成中国经济增长对名义就业和有效就业拉动效应不一致的原因，也是经济转型期间中国经济发展面临的最大问题。

在中国经济改革的初期，大多数的企业烙有很深的计划经济印记，中国的国有企业生产率很低，随着生产力的不断提高出现了大批的闲置工人，企业的隐性失业现象十分严重。进入到20世纪90年代末，中国国有企业经历了体制改革，国企纷纷实施减员增效的策略，导致了大量闲置工人的下岗，国有企业的隐性失业开始显性化了。隐性失业显性化，一方面使企业消化了多数的闲置人员，提高了劳动生产率，使得企业产出增加，国家经济呈现上升趋势;另一方面大量下岗工人的出现使得名义就业人员减少，相反由于企业内部对一部分无效就业人员的消化使其转化为有效就业人员，导致了有效就业人员的增长。由此可知，经济转型期间中国隐性失业的显性化导致了经济增长对有效就业和名义就业拉动效应的迥异。

三、政策与建议

与发达国家相比，中国的名义就业和有效就业差距明显，隐性失业问题严重，隐性失业显性化成为了中国经济发展转型期面临的严重社会问题。如何解决大量的下岗工人就业问题，提高经济发展的有效就业率，关系到中国经济的持续发展和社会的稳定。结合中国发展的实际情况，本文提出了以下几点政策建议：

1.健全完善劳动力市场

充分发挥劳动力市场合理分配人力资本的特点，对闲置的人力资源进行有效配置。首先，由于摩擦性失业的存在，导致劳动者进入劳动力市场寻找工作直到获得就业岗位前存在一定的时间滞差，提高人力资本市场的工作效率可以大大减少时间滞差导致的暂时性失业;其次，由于经济结构调整导致劳动力供求结构上的失衡会出现结构性失业现象，提高劳动力市场的预警机制，迅速调整市场需求结构能较好的缓解结构性失业带来的就业压力。

2.大力发展第三产业

在中国第三产业的发展还很落后，第三产业在整个国民经济中的分量不是很重。大力发展第三产业不仅有助于经济的持续增长，同时还能为社会带来更多的就业机会，转移大量进城务工人员的就业问题。

3.实现经济发展的持续增长

通过本文的协整检验可知，经济增长对有效就业具有明显的拉动作用。由于一定时期内劳动力的数量基本不变，所以提高有效就业能够减少无效就业，降低隐性失业率，最终促进就业结构和就业环境的良性循环。从长期的角度看，持续的经济增长是就业率提升的内在动因。

参考文献：

[1]蒲艳萍:有效就业与经济增长的关系―基于时间序列数据的协整检验[J].人口与经济，2006年第l期:55-59.

[2]吴宏洛:奥肯定律变异的分析与解释―对经济增长与就业增长关系的思考[J].福建教育学院学报，第4期:31-33.

[3]汤光华:对中国经济增长与就业关系的实证研究[J].统计研究增刊:250-255.

[4]蓝文永:经济高速增长中的低就业问题[J].广西师范学院学报，第4期:121-125.

教育与经济增长研究 第3篇

入选理由 采用规范分析与实证分析相结合、定性分析与定量分析相结合的方法，以个案为研究对象，阐述县域职业教育与经济增长的关系，提出对应性的建议。

主要观点 书中指出，一个区域社会经济发展水平不高，可能是地理位置、资源、运输等多种因素所致，但往往最重要的一个原因是人力资本匮乏。职业教育能提供大批的技能型专业人才，直接服务于区域经济，与区域经济息息相关。县域经济发展战略的实现从根本上要依靠科技的创新与进步，更要依靠大量知识结构合理、专业素质过硬的人才，职业院校尤其是中等职业学校正是培养这类人才的基地。

书中强调，职业教育能够带来县域人力资本存量的增加，进而能够促进县域经济的增长，而县域经济的增长会影响到职业教育的规模和办学水平。职业教育和县域经济有较强的正相关性，而且它们变化的方向也基本相同。与县域经济增长相比，当前县域职业发展相对滞后，存在急待解决的问题。根据经济增长的需求，职业教育要适当调整专业结构，建立完善的职业教育体系，培养高素质、技能型专业人才，提高人力资本存量，推进职业教育持续健康发展，促进县域经济增长。

教育与经济增长研究 第4篇

一、实证分析

(一) 指标选取和数据来源

由于数据的局限性, 笔者根据1978—2008年的统计资料, 选取研究生在校生人数 (x) 作为研究生教育发展水平的衡量指标;选取人均GDP (y) 为经济增长的衡量指标。样本数据由新疆统计年鉴资料整理得来。

(二) ADF单位根平稳性检验

首先, 我们对序列y和序列x进行相关分析, 得出两者相关系数为0.943864, 可以看出两者之间具有较强的正相关, 但是为了防止在建立回归模型时候出现“伪回归”现象, 我们仍需要对时间序列数据进行单位根检验来检验序列的平稳性, 笔者采用增广迪基—富勒 (Augmented Dickey-Fuller, ADF) 单位根检验法对变量进行检验。由表2可以看出, 水平检验、一阶差分检验变量ADF统计量均大于显著性水平下的临界值, 接受原假设, 可以判定各序列在水平、一阶差分下为非平稳时间序列, 存在有单位根;二阶差分后变量的ADF值明显小于各显著水平下的临界值, 拒绝原假设, 在二阶下序列x和序列y为平稳序列, 由此可以看出序列y和序列x为二阶单整序列。

数据来源:根据《新疆五十年》、《新疆统计年鉴2009》整理所得

注: (c, t, k) 分别表示单位根检验中是否有常数项, 时间趋势项和滞后阶数, 本文加入滞后阶数为了使随机误差项为白噪声

(三) 协整检验

由单位根检验结果可以看出序列y和序列x是二阶单整序列, 因此他们之间存在协整检验, 由于笔者研究的是单变量序列, 因此可以用恩格尔—格兰杰 (Engle-Granger, 1987) 检验对其进行协整性检验。

首先采用最小二乘法 (OLS) 法估计协整回归方程:

由D-W值可以看出该序列可能存在正的自相关, 采用柯克兰—奥克迭代法在自变量中添加AR (1) , AR (2) 项进行消除自相关的处理, 消除后的回归模型为:

R2值和可决系数值都非常接近1, 可以看出该回归估计模型拟合度较好。消除自相关后DurbinWatson值=2.196181, 也落在不相关区域。由回归方程系数估计值可以看出, 长期上研究生教育规模的人数每增加一个单位, 人均GDP增加2.86个单位, 以上统计量的值可以看出该模型估计效果比较理想。

然后对该回归模型的残差e进行ADF平稳性检验, 检验结果为:

由上图可以看出, 残差单位根检验的t统计量=-5.705753, 在检验中得到其相应的概率值P=0.0001小于5%的检验水平, 因此拒绝残差序列存在单位根的原假设, 认为残差序列是平稳的, 根据协整关系的定义, 可以认为序列x和序列y之间存在协整关系, 即存在长期均衡的关系。

(四) 误差修正模型估计

虽然以上描述表明序列x和序列y之间存在长期均衡的关系, 为了考察他们之间的短期动态关系, 需要借助误差修正模型 (ECM) 来进行分析, 误差修正模型如下:

其中, ecmt是误差修正项, 且ecmt=△yt-1C0-C1△xt-1 (△表示一阶)

为了防止关系式动态性不足, 可以同时增加△yt、△xt和残差的滞后项, 用最小二乘法 (OLS) 估计出相应参数, 建立以下误差修正模型:

由上面检验结果可以看出符合显著性检验, 拟合优度和可决系数较高, 同时变量符号和长期均衡关系的符号一致, 表明人均GDP的变动受到了研究生教育发展状况的正向影响;误差修正项的系数为负值, 符合反向修正机制, 但是其绝对值较小, 说明研究生教育对人均GDP偏离长期均衡关系的调整速度较慢。部分变量没有通过t统计值检验, 但是通过经济意义上的分析, 由于研究生教育所有的滞后性, 并不能迅速地带动经济的增长;由误差修正系数还可以看出, 如果前期两者偏离了长期均衡的关系后, 当期将以-0.115093的速度对前期序列y与序列x之间的非均衡状态进行调整, 将其拉回长期均衡状态。

综上所述, 我们可以看出, 研究生教育发展状况和经济增长之间存在着长期动态的均衡关系, 但是研究生教育在短期上对经济增长的影响并不显著, 长期上研究生教育将会拉动经济的增长, 有助于实现经济的可持续发展。

二、对策与建议

在我国经济飞速发展的大好形势下, 新疆经济发展虽然得到了快速发展, 但是经济发展主要依靠传统工业, 高新技术产业落后, 经济仍呈粗放式增长。根据新疆目前的基本情况和以上的研究结果, 提出以下几点看法。

(一) 扩大研究生教育规模, 提高研究生教育质量

随着全国范围的扩招, 各地研究生教育规模都在不断扩大, 而新疆经济处于高速发展时期, 和东中部各省份就业的严峻形势相比, 发展潜力巨大, 对人才需求量大, 就业机会较多, 新疆高校应该根据自身情况扩大研究生招生规模, 吸引各地的学生前来学习和工作, 使其了解新疆的经济发展优势和适宜自身发展的良好外部环境, 留住更多的人才为新疆经济发展做出贡献。

由于研究生教育普遍采取“严进宽出”, 导致研究生教育质量参差不齐, 很多学生虽然顺利通过招生考试, 但是缺乏一定的学术知识和科研能力, 对此我们应该对教学管理进行改革, 对教师实施激励和约束措施, 对学生进行学术和科研能力考核, 提高教师和学生的学术水平和科研能力。

(二) 增加教育资金投入, 为经济发展提供必需的人力资源

由于新疆地处西部边陲, 经济发展相对落后, 为吸引优秀的教师带来一定的影响。在这种情况下, 政府和学校应该加大对教育资金的投入以保障优秀教师的引进、教育科研经费的支出和教学、科研设施的配置。另外, 新疆高等学校的学科科目大多都是传统学科和基础学科, 我们应该加快学科建设, 引进新兴学科和高新技术学科, 并结合新疆的基本情况设立适合新疆经济和社会发展的新学科, 为新疆社会和经济发展中所需人才的培养提供更多的平台。

(三) 经济的增长和研究生教育要相互促进

由上面实证分析的结果可以看出, 由于教育对经济增长影响的滞后性, 我们并不能期望研究生教育在短期给经济带来巨大的效应, 但是从实际意义上看, 长期的人力资本的积累是经济可持续发展的重要保障, 为本地区高新产业发展提供足够的人力资源, 促使经济增长方式由粗放式向集约式转变。因此, 在经济发展的同时, 也要加强对研究生教育的重视程度, 使其更好地发展, 能更好地为社会和经济发展服务。

参考文献

[1]李莹, 陈学飞.我国研究生教育规模发展分析[J].高等教育研究, 2006 (1) :71-75.

[2]孙敬水, 姚晶晶.高等教育发展与经济增长关系的协整分析[J].统计观察, 2008 (2) :75-77.

[3]毛克贞, 吴一丁.新疆研究生教育规模与社会经济发展关系研究[J].陕西师范大学学报 (哲学社会科学版) , 200635 (7) :160-163.

[4]陈晓.新疆高等教育发展与经济发展关系的定量分析[J].人口与经济, 2009 (6) :79-83.

[5]毛建青影响高等教育规模的主要因素及其协整关系—基于时间序列的分析[J].北京师范大学学报 (社会科学版) , 2009 (2) :114-119.

股票市场与经济增长关系实证研究 第5篇

股票市场发展与经济增长的相关性是经济增长理论中的新领域。多数的实证分析证实股票市场发展促进了经济增长。那么，我国股票市场的建立和发展是否有利于我国经济的增长呢?回归分析表明：我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有单位的固定资产投资，加快了企业的技术进步，推动了我国经济更快的增长。因而，股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。据此，我们可以认为股票市场发展是我国金融深化的重要环节，是中国经济持续增长的一股推动力量。

股票市场与经济增长关系是经济增长理论研究中的一个新课题。当经济学家详细探讨了贸易与经济增长、金融中介与经济增长关系后，感到如何界定股票市场在经济增长中的作用是非常重要的，其目的是要揭示未来股票市场的发展前景和经济增长的潜力。对于股票市场尚未充分发展的许多发展中国家来说，假如股票市场与经济增长之间存在着正相关关系，那么，促进股票市场的发展就是显而易见的`政策建议。

截至3月初，我国股票市场的A股流通市值已达10609.4亿元，在上海与深圳证券交易所上市发行A股的公司达到了929家。股票市场的规模和流动性指标与发展中国家以及发达国家相比，已经达到较高的水平。我国1993D间A股流通市值与GDP的比率平均为0.052，46个发达国家和发展中国家在1976D1993年间的平均比率为0.32。1993D19间我国A股的平均交易率(股票成交金额与GDP的比率)为0.275，1976D1993年间美国股市的平均交易率为0.29，英国为0.253，韩国为0.183，泰国为0.144。显然，我国股票市场的发展与国民经济之间的关系越来越紧密了。

怎样研究和确定股票市场发展与经济增长的关系呢?莱文和泽尔沃斯(LevineandZeros，)在总结阿切和乔万诺维克(AtjeandJovanovie，1993)等人研究成果的基础上，再次证实了一个重要的假设：股票市场的发展和经济增长之间有很强的正相关关系。

本文运用莱文和泽尔沃斯(1998)提出的方法对1993D年期间我国股票市场发展和经济增长关系进行实证研究，以检验我国股票市场的发展对经济增长是否起到了促进作用。一、变量与数据的解释

为了检验股票市场与经济增长之间的相关关系，我们需要确定以下几个方面的指标。

(1)股票市场发展的指标。下述四个指标可以反映我国股票市场的发展水平。

第一个指标是资本化率，用Capitalization表示，等于每一季度A股流通市值与名义季度GDP的比率，我们用它来反映股市的发展状况。之所以选择流通市值而不是市价总值，是因为我们认为国家股和法人股并没有上市流通，不具备股票市场应有的风险分散、信息收集等功能，只有社会公众股才能代表我国股票市场的规模和发展水平。股票市场规模越大，募集资本和分散风险的能力越强。考虑到B股相对于A股规模较小，1999年底B股流通市值仅为A股流通市值的3.5%，将B股舍去不会影响计量模型的准确性。流通市值等于在上交所和深交所上市的股票A股流通市值之总和。和1999年的季度流通市值数据来自《上海证券交易所统计月报》(1998.1D1999.12)和《深圳证券交易所市场统计》(1998.1D1999.12);上交所1994年第三季度至第四季度的流通市值和深交所1994年第一季度至19第四季度的流通市值来自《中国证券期货统计年鉴》(1995D19);上交所1993年第一季度至1994年第二季度的流通市值和深交所1993年的季度流通市值无法从公开出版物上获得现成数据，我们利用上市公司每季度末的流通股本和股票的收盘价计算而得。1992年第四季度至1999年第四季度的季度GDP数据来自《中国统计》(

教育与经济增长研究 第6篇

摘要：经济增长源泉由要素投入驱动向创新驱动转化的过程中，

人力资本累积日益重要，而教育是影响人力资本累积的关键因素，教育投入对经济增长具有积极的影响已被国内外众多学者的研究所证明。文章选取河北省1990-2012年相关数据，在刻画教育财政投入与经济增长的现状与变化趋势的基础上，运用协整分析、Granger因果关系检验和建立误差修正模型的方法对两者的关系进行分析。结果表明教育财政投入是经济增长的Granger原因，但教育财政投入的经济增长效应相对较弱，亟需增进教育财政投入对经济增长的促进作用。

关键词：教育财政投入 经济增长 协整检验 Granger检验

增加教育财政投入、提升教育资源利用效率是发展教育事业进而带动经济增长的必由之路。增加教育投入的意义始终还是要落脚到提升教育对经济发展的促进作用上。在要素全球配置、创新驱动的国际经济背景下，要使经济平稳快速地发展，必须既注重当下又始终能够高瞻远瞩，不断加大教育财政投入以累积人力资本、提升人力资本运营能力。相对于教育事业发展、经济增长需求，河北省教育财政投入依然不足，难以保证建设人才强省这一战略目标的实现。

1 河北省教育财政投入与经济增长现状及变动趋势

1.1 河北省教育财政投入与经济增长现状 按当年价格计算，2012年河北省地区生产总值为26575.01亿元，在全国31个省、直辖市、自治区中排在第6位，经济总体规模较大；但人均GDP为36466.52元在全国仅排第15位，居于中游，落后于东部十省的平均水平。2012年河北省教育财政投入为865.54亿元，位列第7，人均教育投入1187.70元，位列第30，仅排名在河南省之前。教育财政投入占地区生产总值的比重为3.257%，仅居全国第22位。

1.2 河北省教育财政投入与经济增长的变动趋势 河北省教育财政投入总量呈持续增长趋势，从1990年的25.48亿元增长到2012年的865.54亿元，剔除价格因素，教育财政投入年均增长率为12.67%，2012年的增长率更是创造了34.2%的历史高点；河北省地区生产总值（GDP）从1990年的896.41亿元增加到2012年的26575.12亿元，剔除价格因素，地区生产总值的年均增长率为11.98%；财政教育投入的年均增长率高于地区生产总值年均增长率，教育财政投入占国民生产总值的比重处于交替增长和降低的状态，但总体是增长趋势，而且近两年来增速迅猛，但仍未达到占地区生产总值4%的目标；就2012年各省教育财政投入总量来看，广东省已达1501.2亿元、江苏省为1350.6亿元、山东省为1311.8亿元。

2 河北省教育财政投入与经济增长关系实证分析

2.1 数据的收集与指标的选取 本文教育财政投入（EDU）指河北省地方财政教育总投入，是河北省教育经费投入的主体；经济增长以河北省地区生产总值（GDP）来表示。原始数据选自1990-2012年《河北经济年鉴》和《河北财政年鉴》以及《中国统计年鉴（2013）》；为剔除价格波动因素的干扰，以1990年为基期对河北省教育财政投入和地区生产总值进行了调整；为了尽可能克服多重共线性和消除异方差，对指标序列取自然对数，分别用lnEDU和lnGDP表示。

2.2 单位根检验 经济变量的时间序列大多是非平稳的，为了避免“伪回归”问题的出现，应首先对经济变量作平稳性检验，且后续的协整检验和Granger检验均建立在数据平稳性检验的基础之上。文章选取的lnGDP和lnEDU在选定时间区间内的变动，两个指标变化的趋势均随时间的推移而不断上升，这表明lnGDP和lnEDU都是不平稳的时间序列。因此，本文利用EViews7.1软件，选取ADF方法对相关经济时间序列进行平稳性检验。

根据平稳性检验结果，可知两个指标在5%的显著性水平下都是非平稳的，但是两个变量的一阶差分在5%的显著性水平下都通过了t检验，即lnGDP、lnEDU均为I（1）序列，两者符合协整检验的前提条件。与此同时，且两指标变动趋势具有一定协同性，可能存在协整关系，可在此基础上进行协整检验并建立误差修正模型。

2.3 协整检验与误差修正模型的建立

2.3.1 协整检验。本文选取E-G两步法来分析上述两变量之间是否存在协整关系。

第一步：用OLS法估计1nGDP和lnEDU两序列的

长期均衡关系。根据回归结果，得到如下回归方程：

lnGDP=4.097607+0.923441 *lnEDU+μt

（27.66851） （27.44768）；

R2=0.972881 F=753.3749

从该方程可以看出，模型的拟合优度较为97.29%，解释变量的t值27.44768>t0.025（23） =2.0687，证明解释变量通过了显著性检验，F统计量的值753.3749>F0.05（1，21）=

4.32，证明模型的线性关系显著成立的置信度是95%，即协整回归方程的显著程度很高。需要对回归后的残差做平稳性检验来进一步检验两者均衡关系是否长期存在，即如果残差也是平稳的，则表明InGDP和lnEDU二者存在长期的均衡关系，若不平稳就说明二者不存在长期均衡。

第二步：残差的平稳性检验。由上面的方程可得到残差的表达式：ecm=lnGDP-4.097607-0.923441*lnEDU

选择序列水平情况下的ADF检验对残差进行的剔除其他检验选项的平稳性检验，检验结果可知，在5%显著水平下，残差的ADF值小于临界值-1.957204，证明该残差序列是平稳的残差序列。因此，可以得出1990-2012年河北省InGDP和lnEDU间存在着长期的均衡关系，在上述模型中，回归系数是0.923441，由于本文对EDU和GDP都取了自然对数，所以该回归系数是一个弹性的概念，即河北省教育财政投入每增加一个百分点，经济增长则增加约0.923441个百分点，河北省教育财政投入对经济增长的促进作用较为明显。

2.3.2 误差修正模型。如果有被证明是协整的两个变量，那么可以由一个误差修正模型来表述它们的非均衡关系，通过E-G两步法，根据情况考察是否加入趋势项来估计两变量的协整性，其解释变量为第二步中产生的残差序列，对变量间进行的协整检验时，消除不显著的项。以平稳的时间序列resid01作为误差修正项，以最小二乘法（OLS）建立误差修正模型，根据回归结果，得出的误差修正模型：

DlnGDPt=0.1545-0.1372DlnEDUt-0.1515DlnEDUt-1

-0.0776DlnEDUt-2+0.0410DlnEDUt-4 -0.1416{lnGDPt-1-

4.098-0.923*lnEDUt-1}

R2=0.916070 F=26.19522

根据上述方程可知，长期均衡误差修正系数为0.1416，误差修正项系数高低代表着对偏离长期均衡修正的能力，此系数越接近1则对误差修正的能力越强。显然，河北省非均衡误差自我修正能力并不强，前一年的教育财政投入和GDP的非均衡误差以14.16%的比例对当期的GDP做出修正，逢短期均衡与长期均衡发生偏离时，经济将以0.1416的速度收敛至均衡状态。

2.4 格兰杰因果关系检验 由协整检验分析知，1990年-2012年河北省lnEDU与lnGDP之间存在着长期均衡关系，为了进一步确定变量序列间统计上的因果关系，采用Granger因果检验法对两个变量差分后的平稳序列进行检验，计量检验结果表明：只有在滞后期为3时，在0.10的显著性水平下拒绝原假设，即DlnEDU是DlnGDP的格兰杰原因，DlnGDP亦是DlnEDU的格兰杰原因，一定程度上表明财政教育投入和地区生产总值的变动在统计学意义上存在着双向因果关系。究其产生滞后性的原因，一方面是教育投入作为人力资本投资本身需要受教育者将投资内化为知识技能，另一方面知识技能转化为生产力同样存在一定的时滞。据此可推断，教育财政投入增加的累积性效应将对经济增长产生积极推动作用，而经济的持续增长也有利于推升地区教育财政投入的增长。

3 主要结论及对策探讨

3.1 主要结论 一是长期内，河北省教育财政投入对经济增长的促进作用明显。首先，政府教育支出直接参与社会的投资和消费，将对经济增长产生间接或直接的影响；其次，政府教育支出作为一种人力资本投资，不断提升劳动力的技术知识和管理知识，进而促进社会劳动生产率提高和技术进步，并最终推动地区经济的长期增长与发展。二是河北省教育财政投入与经济增长具有双向因果关系，财政支出的增长对经济增长的促进作用存在较大的滞后性。经济高速发展为教育提供了物质基础，为加大教育财政投入提供了可能；但教育财政投入增加对经济活动的影响并非立竿见影，需通过人才储备、知识内化、技能转化等过程来实现，即教育财政投入对经济增长的促进效应存在时滞。三是短期波动中，河北省对非均衡误差的自我修正能力较弱。误差修正项系数高低代表着对偏离长期均衡修正的能力，河北省的长期均衡误差修正系数为0.1416，即逢与长期均衡发生偏离时，向长期均衡收敛的力度仅为0.1416。西部省份甘肃省的这一误差修正系数达到0.9537 ，对短期波动的调整力度较强。相比之下，河北省对偏离长期均衡

的调整力度较弱，对非均衡误差的自我修正能力有待提升。

3.2 对策探讨

3.2.1 加大教育财政投入力度。努力增加政府的财政收入，提高财政教育投入占GDP的比重。从前文的统计数据来看，河北财政教育投入所占的比重长期在百分之一二徘徊，只近两年来才有了长足进步，但仍不到4%，这样的比重必然不能给教育提供有力支持。只有增加财政对教育的支持力度，才能保证教育事业长足发展。

3.2.2 优化教育投入结构，提高资金使用效率。在扩大税源的前提下，填补各种漏洞，将财政这块“蛋糕”做大而且要保持大的状态；在充分论证和规划后调整教育财政的支出结构，真正体现和保证财政教育投入对国家发展战略意图。由结论二可知，加大教育投入力度对促进人力资本累积和储备未来自主创新为核心的发展动力有着积极作用。各级教育投入结构的优化，包括普及义务教育，增加对中高等教育的投资，必然会优化教育投入结构，在最需要的领域使教育经费得到最好的利用，培养更多的技术和管理人才，把投入的资金以积累的人力资本和技术创新重新服务于社会，必然会提高社会的劳动生产率，进而促进经济快速增长。

3.2.3 完善产学研一体化机制，增强教育投入、技术创新和经济产出的联动性。教育财政投入扩大将推进人力资本累积，人力资本累积将推动技术进步，技术进步将提升全要素生产率。这三者本就是一个有机联系的整体，制约其联动性的瓶颈为产业技术需求和技术供给不匹配、创新人才市场需求和教育培养未能有效衔接、科技成果转化不畅。突破这一瓶颈的关键是建立和完善产学研一体化机制，需要以政府为主导、以产业活动的内部需求为基础、以行业协会的引导为补充、以服务与社会经济长期发展为宗旨，建立与社会发展需求动态匹配的高等教育体系，完善创新、创业人才留用机制，促进科技成果转化、提升科技服务发展的能力。具体到河北省，主要应做好以下几个方面的工作：一是强化企业科技创新的主体地位，引导企业加强技术研发能力建设，激活企业创新动力；二是引导高校、科研院所更多地为企业技术创新提供支持和服务；三是放宽对高等教育的政策限制；四是教育财政投入的规模和结构调整要契合教育发展、产业活动、技术发展的动态需求；五是基于环抱京津的区位优势，加强河北省与京津的教育产业合作，鼓励跨区域的校企协作，为河北省教育产业和经济的发展注入新的活力。

参考文献：

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[2]李兴江，高亚存.甘肃省财政教育投入与经济增长关系的实证分析[J].财会研究，2012（3）：12-16.

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[4]河北省统计局.河北经济年鉴2013[M].北京：中国统计出版社，2013.

基金项目：

河北省科技厅2013年度项目，课题编号：13454206D；河北省教育厅项目，课题编号：SQ123017。

教育与经济增长研究 第7篇

无论是改革开放以来的高增长,还是目前新常态下的结构性减速,经济增长的重要性一直吸引着越来越多的学者探寻其影响因素。越来越多的实证研究表明,现代经济增长主要依靠技术进步,或称全要素生产率,而全要素生产率又主要来自教育投入和研发投入。目前,我国的教育投资与研发投资主要来自政府层面,企业层面相对较小。因此,研究公共教育投资以及财政R&D投资与经济增长的关系具有重要意义,它关乎到一国经济是否能够实现可持续增长。保罗(1986)以及卢卡斯(1988)认为,教育以及R&D投资是促进技术进步的两种方式,将这两者放在一起研究也能够得出对经济增长贡献最大的因素,从而为政府投资决策提供指导。

目前,国内学者从不同的角度,利用不同的研究方法,对教育、R&D投资以及经济增长之间的关系进行了实证研究。已有的研究主要是基于两个角度:一是(王琼,2015;李敏,2014;刘幼昕,2013;王琴梅,2011;王维国,等,2009)将教育、R&D投资分开,单方向地、分别研究其与经济增长之间的关系;二是(陈红玲、罗炳彦,2013;李雪峰,2006)将教育以及R&D投资结合起来,单方向地研究其对经济增长的作用,而没有考虑到经济增长、教育以及R&D投资三者之间的双向互动关系,更没有考虑到这三者之间可能存在的长期动态关系。鉴于此,本文选取我国1980—2013 年财政研发投资、公共教育投资以及经济增长的相关数据,利用向量自回归法检验这三者之间的协整关系以及格兰杰因果关系,并通过脉冲响应函数以及方差分解分析这三者之间的动态关系,从而为政府的投资决策提供建议。

一、实证分析

(一)数据说明及模型设定

本文以我国1980—2013 年国内生产总值、公共教育投资以及财政研发投资数据作为研究样本。由于我国自1988 年以后才有关于中国研究开发活动的统计数据,而且自2007 年开始国家统计年鉴统计口径发生变化,所以,1980—2006 年财政研发投资以财政科技拨款数据近似替代,2007—2013 年财政研发投资以公共财政支出中用于科学技术的支出近似替代,而我国的公共教育投资则以教育经费中的国家财政性教育经费支出代表。本文所有变量都采取对数形式,以LNGDP代表国内生产总值,以LNJY代表公共教育投资,以LNKJ代表财政研发投资。为了研究公共教育投资、财政研发投资以及经济增长这三者之间的关系,本文构建以下VAR模型:

本文所有数据均用GDP平减指数进行了处理,所有数据处理采用Eviews5.0 软件,数据来源于历年《中国统计年鉴》。

(二)1980—2013 年我国财政R&D投资、公共教育投资以及经济增长概况

以1978 年不变价格来衡量,我国GDP从1978 年的3645.2亿元人民币上升到2013 年的95 087.9 亿元人民币,增长了26.09 倍,每年大约以9.77%的速度增长;人均GDP从381 元人民币上升到7 000.875 元人民币,增长了18.375 倍,每年大约以21.35%的速度增长。与此同时,我国公共教育投资与财政研发投资分别从1980 年的108.2 亿元、64.59 亿元增加到2013 年的22 001.76 亿元、5 084.3 亿元。公共教育投资在GDP中所占的比重远大于财政研发投资,而财政研发投资在GDP中所占比率具有阶段性,在1998 年之前呈逐渐下降态势,之后逐渐上升。尽管如此,这一比率仍非常小,公共教育投资还不足4%,而美国在1980 年就已经达到了6.7%;财政研发投资不足1%,而一些工业化国家在2010 年就已经超过了3%。

(三)计量检验

1.平稳性检验

为了使回归结果更能真实反映各变量之间的关系,本文首先采用ADF检验方法对LNGDP、LNJY和LNKJ及其差分形式进行单位根检验,滞后期由AIC准则确定。检验结果显示,原序列LNGDP、LNJY以及LNKJ是不平稳的,但它们的一阶差分是平稳的。因此,序列LNGDP、LNJY以及LNKJ是一阶单整的,即LNGDP~I(1)、LNJY~I(1)以及LNKJ~I(1)。

注:(c,t,k)分别表示在ADF检验中的常数项、时间趋势项和滞后期期数,D(LNGDP)、D(LNJY)和D(LNKJ)分别表示LNGDP、LNJY和LNKJ的一阶差分值。

2.协整检验

由于我国的财政研发投资、公共教育投资以及经济增长满足一阶单整,因此,可以进一步检验变量之间是否存在协整关系,我们采用基于VAR模型的Johanson协整检验方法。结果显示,LNGDP、LNJY以及LNKJ之间至少存在一个协整关系,这说明我国财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系,但这三者之间究竟存在何种形式的关系仍不能确定。

注:** 表示在5%置信水平下拒绝原假设。

上述检验表明,虽然我国经济增幅自2010 年以来呈下降态势,但这种下降态势并未改变其与公共教育投资、财政研发投资的长期均衡关系。为了进一步探寻这三者之间的关系,本文运用格兰杰因果关系检验、VAR模型、脉冲响应函数以及方差分解方法进行研究。

3.格兰杰因果关系检验

为了进一步考察各变量之间的这种均衡关系是否构成因果关系,我们采用格兰杰因果关系检验方法。

检验结果显示,在10%的显著性水平下,LNJY不是LNGDP的Granger原因、LNKJ不是LNGDP的Granger原因以及LNKJ不是LNJY的Granger原因皆被拒绝,而LNGDP不是LNJY的Granger原因、LNGDP不是LNKJ的Granger原因以及LNJY不是LNKJ的Granger原因皆被接受。从理论上来说,财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间应该是一种双向因果关系。为了进一步深入分析,同时,考虑到我国财政政策、科教兴国战略等因素的影响,我们将数据划分为1980—1997年和1998—2013年两个区间,分别进行检验。结果显示,在10%的显著性水平下,LNJY不是LNGDP的格兰杰原因的P值从0.059 5变为0.401 0,由之前的显著变得不显著了。这可能是因为,在1998年之前,我国的基础教育状况比较差,教育投资弹性比较大,此时,公共教育投资增加对经济增长的促进作用就会比较明显;而之后,在科教兴国战略、金融危机的影响下,国家实行扩张性的财政政策,教育投资增加,我国的基础教育逐渐提高,教育投资弹性在逐渐减小。LNGDP不是LNJY的格兰杰原因的P值从0.158 0降到0.095 1,这说明LNGDP对LNJY的促进作用在增强。这与理论相符,只有经济增长了,国家才有充足的资金用于教育投资。LNKJ不是LNGDP的格兰杰原因是被拒绝的,而LNGDP不是LNKJ的格兰杰原因的P值从0.016变为0.191 5,这可能与我国研发投资不足有关,研发投入的不足导致其对经济增长的推动作用较弱。LNKJ不是LNJY的格兰杰原因的P值从0.841 2降到0.373 6,这说明研发投资是教育投资的格兰杰原因是可以接受的。而LNJY不是LNKJ的格兰杰原因的P值由0.054 1变为0.283 1,由之前的显著而变得不显著了。

4.VAR模型的参数估计与检验

在进行参数估计前,我们根据LR、FPE、AIC、SC和HQ准则对滞后期进行选择,检验结果显示,最佳滞后期为2,由此进行VAR模型的参数估计和检验。由于参数是否显著不为零不是VAR模型最关注的,所以,在建立VAR模型时可以保留各个滞后变量而不考虑其是否显著。VAR模型可以表示为:

三个模型的拟合优度分别为R1=0.999 705,R2=0.997 825,R3=0.992 158。从拟合优度可以看出,模型的拟合效果比较好,AIC以及SC值也比较小,分别为-10.48、-9.51。

通过参数估计,可以发现如下现象:经济增长具有一定的自我拉动性。在滞后两期的时候,教育投入以及研发投入的增加才开始对GDP的增长产生正的效益。GDP的滞后项对公共教育投资的影响不显著,可能是因为教育投入是由长期规划决定的,不受上年度GDP的影响。研发投资除受到自身滞后期的影响外,还受到GDP滞后一期的负向影响、滞后两期的正向影响,可能是因为当上年度增加值增长较快时,经济增长的粗放型特征较强,这时研发主体的研发意愿下降,表现为经济增长对其影响为负向的,当增加值连续增长较快时,此时产业竞争加剧,研发主体的研发意愿增强,表现为经济增长对其影响为正。

5.脉冲响应函数

为了进一步考察财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间的动态关系,我们对其进行脉冲分析,将脉冲响应函数的追踪期设定为十期。

图2 表明,LNGDP对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第二期达到最大(0.027 8)后开始逐渐减小;对LNJY新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0,在第二期甚至为负数(-0.000 1),之后开始正向增强,且在第三期取得正值0.004 6 之后继续正向增强;对LNKJ新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0,随后开始正向增强,在第三期达到0.015 6 后,正向缓慢减弱,在第六期后才又开始继续正向增强。这说明,经济增长在最初受自身影响显著,具有较强的自身带动效应,而研发投资和公共教育投资对经济增长都有一个较显著、较持续的正向影响,相比较而言,研发投资对经济增长的冲击更显著,教育投资对经济增长的带动作用没有充分显示出来,但两者都存在时滞。

图3 表明,LNJY对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应由第一期的0.045 9 逐渐减小到第十期的0.011 0;对LNKJ新息的一个标准差扰动的脉冲响应从第一期的0 逐渐增强到第十期的0.045 1,而对LNGDP新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第三期取得正值0.002 6 后开始逐渐正向增强。GDP变化对教育的影响在前两期显示为负向的,这可能是由于我国各地区教育支出水平存在差异,再加上我国体制的不完善,使得GDP变化对教育的影响不能立刻显示出来。这说明,公共教育投资在最初受自身影响显著,研发投资对公共教育投资支出的冲击最为显著,持续影响效应较长,而GDP对公共教育投资的促进作用存在两期滞后。

图4 表明,LNKJ对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应比较平稳,一直保持在0.07 左右;对LNGDP新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0.013 6,随后正向逐渐减小,在第三期冲破负值(-0.008 2)以后,负向慢慢减弱,正向慢慢增强,在第五期取得正值(0.006 9)以后,正向继续增强;对LNJY新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期的0.023 0 以后,正向逐渐减弱,在第六期取得负值(-0.000 6)以后,负向逐渐增强。这说明,研发投资受自身影响显著,GDP以及教育投资一个百分点的变化虽然会对研发投资产生同向的带动作用,但作用不强。

6.方差分解

本文利用方差分解进一步分析财政研发投资、公共教育投资与经济增长的动态特征。

在LNGDP的变动中,第一期仅受其自身波动的影响,但其贡献率呈逐渐下降趋势。LNKJ以及LNJY对LNGDP波动的贡献都是在第二期才开始显现出来,但LNJY对LNGDP波动的贡献具有阶段性,在前十二期逐渐增强,随后就慢慢减弱。从长期来看,经济增长主要受研发投资的影响,公共教育投资对经济增长的贡献相较于研发投资来说较小。

在LNJY的变动中,在第一期主要受自身波动的影响,但其贡献逐渐减小。LNKJ对LNJY波动的贡献虽然在第二期才开始显现,但其对LNJY波动的贡献率增长比较快,在第八期突破50%后继续增强,在第三十期达到75%。LNGDP对LNJY波动的贡献率;而LNGDP对LNJY波动的贡献率相对较小。可见,公共教育投资在短期内受经济增长的影响,影响较弱;在长期中主要受研发投资的影响,影响较强。

在LNKJ的变动中,在第一期就受到自身以及LNGDP、LNJY波动的影响,其中受自身波动的影响最大(88.3%),虽然之后呈逐渐减小的趋势,但始终保持在87%以上;而LNGDP以及LNJY对LNKJ波动的贡献相对较小。可见,研发投资主要受自身影响比较显著,GDP以及公共教育投资对其影响相对比较小。GDP与公共教育投资相比,研发投资在短期内受公共教育投资影响比较大,在长期内受GDP影响比较大。

二、主要结论与政策建议

以上通过应用协整检验、脉冲响应函数、VAR模型、方差分解以及格兰杰因果检验等计量经济方法,对我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的关系进行了实证研究,得出如下结论及建议。

1.我国财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系。

2.我国公共教育投资与经济增长之间存在双向因果关系。财政研发投资是公共教育投资和经济增长的格兰杰原因;而公共教育投资和经济增长与财政研发投资之间的格兰杰因果关系存在阶段性,在1998 年之前经济增长和公共教育投资是研发投资的格兰杰原因,之后这些格兰杰因果关系不再显著。

3.我国经济增长具有一定的自我拉动性。公共教育投入和财政研发投入的增加在滞后两期的时候才开始对GDP的增长产生正的效益。经济增长在长期中主要受研发投资影响。公共教育投资在短期内受经济增长的影响,在长期中主要受研发投资的影响。研发投资主要受自身影响比较显著,GDP以及公共教育投资对其影响相对比较小。

当前,我国经济发展正在进入新常态时期。为适应和引导新常态,应根据我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的关系,除了加大对教育、研发的投资外,还要根据当前的基础教育的发展状况,制定合适的投资规模和投资领域;除了注重义务教育外,还要加强对高等教育、民工教育的关注,提高教育质量。同时,政府在制定教育投资政策时应考虑到教育投资对经济增长的时滞效应,采取长期政策而非短期政策,这样才能促进实际经济增长。

摘要：以我国1980—2013年的相关数据为研究样本,运用协整检验、VAR模型、格兰杰因果关系检验、脉冲函数以及方差分解等方法,对我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的动态关系进行实证研究。结果表明,公共教育投资与经济增长之间存在双向因果关系。财政研发投资是公共教育投资和经济增长的格兰杰原因;而公共教育投资和经济增长与财政研发投资之间的格兰杰因果关系存在阶段性,在1998年之前,经济增长和公共教育投资是研发投资的格兰杰原因,之后这些格兰杰因果关系不再显著。教育投资、研发投资对经济增长的拉动作用存在一定的滞后期,而且作用较弱。最后,针对我国教育、研发投资不足、教育投资结构不合理等问题,提出了相应的对策建议。

关键词：财政研发投资,公共教育投资,经济增长

参考文献

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教育与经济增长研究 第8篇

自1978 年来, 人民生活、教育程度、经济条件等都得到了很大的改善。学者们开始关注教育与经济的关系, 且由于人力资本等新研究理论证明, 教育发展与经济增长具有显著关系。

从国外来看, 早期均是关于人力资本与经济之间的分析。其中乔根森和弗拉米尼 (Jorgenson &Fraumeni, 1992) 发现, 1948—1986 年间美国人力资本的作用对经济占增长的26%[1]。曼昆 (Mankiw, 1992) 等人发现, 1985 年98 个国家的人力资本水平的差异贡献达到了49%, 其产出弹性系数为0.25[2]。克林诺和卡莱 (Klenow & Rodriquez-Clare, 1997) 对98 个国家1960—1985 年人均产出增长跨国差异研究时发现, 人力资本水平提高的作用占经济增长的6%~12%[3]。随着教育在人力资本中逐渐上升的地位, 越来越多的学者关注于教育发展与经济增长之间的关系, 其中Barro在1991 年证明了初等教育注册率与人均GDP增长率之间的弹性系数为2.5, 中等教育注册率的弹性系数为3.0[4]。盖莫 (Gemmel, 1996) 的研究还发现, 初等教育与中等教育分别与最穷和中等发展水平的发展中国家经济增长关系更为密切, 而高等教育对经合组织国家的经济增长更为重要[5]。巴萨尼和斯科皮特 (Bassanini & Scarpetta, 2001) 研究发现, 1971—1998 年经合组织国家的成年人口平均受教育年数与人均GDP的弹性系数为0.57[6]。

从国内关于教育与经济的研究来看, 韩宗礼 (1990) 基于1964—1987 年的历史数据发现, 国民收入中教育的贡献率为36%[7]。蔡增正在1999 年发现, 194 个国家与地区的教育对经济增长的影响很强、溢出效益且为正[8]。尹慧茹、朱君萍 (2001) 发现, 高等教育入学率和人均GNP呈现凸型曲线的变化趋势。陆根尧、朱省娥则在2004 年分析了教育对经济的影响和教育对非教育的外溢效益[9]。李玲 (2004) 核算了教育对经济的贡献并得到了贡献程度[10]。上述学者关于教育与经济增长的侧重点均有所不同, 本文从计量角度来分析教育发展与经济增长之间的关联。

1 数据来源与模型构建

出于研究目的, 本文选取的是1978—2014 年我国实际GDP增长率序列作为被解释变量, 教育发展水平序列作为解释变量, 并选择劳动投入增长率LNLAB和资本投入增长率LNCAP作为控制变量。实证分析过程中用到的数据资料均是从中国国家统计局数据库网站上获得, 并建立计量模型:

所有数据均来自《中国统计年鉴》, 其中教育发展水平指标为各级教育水平毕业生人数, 劳动投入指标用就业总人口代替, 资本投入指标为资本形成总额。

2 序列检验

2.1 ADF检验

由于本文选取的所有变量均为时间序列变量, 因此为了避免造成“伪回归”问题, 在对回归模型 (1) 估计之前, 作ADF单位根检验来判断模型中变量的平稳性问题, 检验结果如表一所示。

由表一可知, 原序列的伴随概率P值均远远大于显著性水平5%, 因此拒绝原假设, 即变量LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP均为非平稳序列, 但其一阶差分变量的P值均小于5%, 这表明变量LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP均为一阶单整序列, 满足协整检验的条件。

2.2 Johansen协整检验

经过对时间序列作平稳性检验发现, 序列LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP均为非平稳序列。因此, 本文进一步对变量LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP进行协整检验, 从而判断模型 (1) 中的变量是否存在长期稳定的均衡关系, 若存在则进行VEC模型估计。本文运用EVIEWS7.0 对时间序列LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP进行Johasen协整检验, 检验结果如表二所示。

由表二可知, 只有在原假设为“0 个协整变量”下的概率P值小于显著性水平5%, 从而可以拒绝原假设, 即在显著性水平5%下, 四个变量之间存在一个协整关系, 并得到协整方程为:

通过式 (2) 可知, LNGDP与LNEDU、LNLAB、LNCAP都是正相关的长期均衡关系。教育水平每上升1%, GDP便会上升0.0915%;劳动投入每增加1%, 则GDP会增加0.6046%;资本投入每提升1%, GDP就会提升0.8501%。

2.3 格兰杰因果检验

格兰杰检验通常是为了得到变量的滞后项对另一个变量当期是否存在显著作用。为了得到教育发展的滞后期对当期GDP的影响, 本文运用EVIEWS对变量序列LNGDP、LNEDU进行格兰杰因果检验, 检验结果如表三所示。

由表三可知, 对于原假设 “LNEDU不是LNGDP的Granger原因”, 在滞后期为1、7、8、9、10时伴随概率P值小于显著性水平, 因此拒绝原假设, 认为LNEDU是LNGDP变动的格兰杰原因;对于原假设“LNGDP不是LNEDU的Granger原因”, 在滞后期为1、2、10、11 时伴随概率P值小于显著性水平, 因此拒绝原假设, 认为LNGDP是LNEDU变动的格兰杰原因。

综上可知, 在短期和长期内 (滞后期为1、10、11、时) GDP的增长与教育水平增长存在双向因果关系, 即教育的发展促进经济增长, 而经济的增长又反过来促进教育的快速发展。但在发展中期, 教育发展与经济发展的因果关系较弱。

3 VEC模型分析

3.1 矢量误差修正模型

根据格兰杰定理可知, LNGDP、LNEDU、LNLAB、LNCAP可以建立VEC模型, 其中误差修正模型表达如下所示:

式 (3) 中, ecmt -1=Yt-K1-K2Xt为非均衡VEC模型;Yt=K1+K2Xt表示Yt和Xt的长期关系;β1是误差修正项对△Yt的修正程度。本文对平稳变量D (LNGDP) 、D (LNEDU) 、D (LNLAB) 、D (LNCAP) 建立VEC模型, 并在该模型下对教育发展与经济增长之间的关系进行脉冲和方差分析。

3.2 脉冲响应函数

脉冲响应是描绘误差项对变量的作用轨迹, 可以从脉冲响应结果图中明显的发现两变量之间的影响及效应。本文基于VEC模型, 将建立刻画GDP增长率与教育发展水平增长率之间的脉冲响应函数 (IRF) , 运用EVIEWS7.0 对GDP增长率与教育水平增长率结果做脉冲响应分析, 结果如图一所示。

从图一右下角的脉冲响应值的轨迹可以看出, GDP增长率受到教育水平增长率一个负的冲击后, 在前4 期为负, 但紧接着开始波动向上为正值, 并持续上升到第4 期达到最大值, 随后开始下降并趋于平稳。从短期看, 教育水平增长率的发展对经济增长呈现正向影响, 但从长期来看, 基本上教育水平增长率的发展对经济增长呈现正向影响, 与作用机理保持一致。

3.3 方差分解

脉冲响应是动态分析, 而方差分解是将一个变量的方差分解, 用来描述各解释变量对因变量的影响程度。表四列出了GDP增长率方差分解的结果。

表四中第二列显示的GDP增长率变动方差由自身变动导致的部分;第三列显示的GDP增长率变动方差由教育水平增长率变动导致的部分;依此类推。第一期GDP增长率受自身波动冲击100%的影响, 尽管自身的扰动逐渐发生变化, 但一直发挥主要作用。教育水平增长率对经济增长协调性的扰动在1%左右, 呈现先增后减的趋势, 第3 期达到最大的2.358%, 随后开始下降。这意味着无论长期短期内, 教育水平增长率对经济增长的贡献均较小。结合之前的脉冲响应分析可以发现, 教育发展对于我国经济发展具有推进作用。

4 结论与启示

本文通过格兰杰检验及基于VEC模型下的脉冲响应、方差分解等分析, 得到以下结论:

(1) 通过协整检验发现, 教育发展有利于经济增长, 其弹性系数为0.0915, 即教育发展水平每增长1%, 国内生产总值则会相应增加0.0915%。且经济增长与教育发展在短期会互相影响, 但在发展中期的影响较弱, 之后随着教育与经济的稳定发展, 在滞后10 期时, 经济增长与教育发展互为格兰杰原因, 最终会达到经济与教育共同快速发展的双赢局面。

(2) 无论是从协整结果还是方差分解来看, 控制变量劳动投入与资本投入对经济增长的影响均高于教育发展对经济增长的影响, 这可能是由于经济增长离不开劳动力及资本, 而教育发展是提升劳动力素质及能力的基础, 因此教育发展从短期来说对经济增长的作用并没有劳动投入以及资本投入的影响大。

(3) 从脉冲响应函数结果来看, 教育发展在短期可能会抑制经济增长, 但随着经济增长不断影响教育, 提高教育水平, 从长期看教育发展会加快经济增长的步伐。这是由于自从改革开放以来, 我国教育虽然得到了快速发展, 但由于经济发展较为迟缓, 教育发展对经济增长的作用并未有效的展现出来, 从而出现负向作用。

综述可知, 从长远看, 教育发展是促进经济发展的基石, 实施科教兴国战略对于实现中国富强具有重要意义。

摘要：本文在对1978—2014年中国教育发展与经济增长相关指标进行ADF检验和Johansen协整检验的基础上, 运用矢量误差修正计量模型得到教育发展对经济增长的弹性系数为0.015。并通过格兰杰检验发现, 在滞后期为1和10时, GDP与教育发展水平之间互为Granger原因。但就方差分解结果而言, 目前劳动投入与资本投入的作用仍然比教育对GDP的影响大。

关键词：ADF检验,VEC模型,教育发展,格兰杰检验

参考文献

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[8]蔡增正.教育对经济增长贡献的计量分析——科教兴国战略的实证依据[J].经济研究, 1999, (02) :39-48.

[9]陆根尧, 朱省娥.中国教育对经济增长影响的研究[J].数量经济技术经济研究, 2004, (01) :17-21.

教育与经济增长研究 第9篇

一、文献综述

国内外对教育促进经济增长的研究相当广泛。舒尔茨(T.W. Schultz)在1960 年发表的题为《论人力资本投资》文章中,对人力资本的概念与性质、人力资本投资的内容与途径、人力资本在经济增长中的作用等观点进行了系统的论述。他认为,由教育形成的人力资本会更多的代替其他生产要素来刺激经济增长,提高各国的经济增长率,这成为许多国家制订教育发展政策的理论基础,他还利用美国1929-1957 年的数据,对教育投资的收益率和教育对经济增长贡献进行了定量研究,结果表明,教育对经济增长的贡献率高达33%。丹尼森(Edward F.Denison)利用因素分析法计算教育程度的提高在总劳动投入量中的比例来分析教育对经济增长的贡献,计算结果表明,在1929-1948 年期间,美国的教育对经济增长的贡献为37%。斯特鲁米林计算出前苏联1940-1960 年的国民收入增量中有30%来自教育程度的提高。

20 世纪80 年代中后期,对人力资本理论的研究迅速发展,许多学者认为教育的差异可以解释个人或者整个国家经济绩效的差异。如卢卡斯等进一步拓展了人力资本理论,提出了“专业化人力资本”的理论;罗默等经济学家提出的考虑人力资本的索洛改进模型,标志着人力资本与经济学关系的研究已经开始步入成熟,也标志着对教育作用认识的进步。

中国学者对西方经济增长理论、教育经济学理论的研究也在不断的深入。20 世纪80 年代初,教育经济学的研究开始在我国出现。厉以宁(1984)强调了智力投资的生产性问题,提出了“教育的社会经济功能”、“能力工资”等人力资本范畴的概念。史仕新、金周英(2005)对教育促进经济增长的作用机制进行了比较细致的分析,指出教育及其生产的人力资本具有资源配置功能、制度性功能和生产性功能等,教育是技术进步的载体,对经济增长具有重要的间接贡献。闫二旺、原玉廷(2006)引入产业经济学中的产业纵向关联理论定性分析了教育与经济的双向关联关系,指出教育与经济的相互影响是强烈的,而教育与经济的相互协调是任何一方持续发展的重要条件。

在教育与经济增长的实证研究方面,甘建辉(2012)选取了1978 年至2008 年相关数据数据进行了研究,得出了教育支出的产出弹性为0.141777,教育支出俨然成为我国经济增长的重要影响因素之一。黄晗、冯烽(2011)基于2008 年中国31 个地区的截面数据,采用空间计量模型,结合Moran散点图、LISA聚集地图对我国教育财政支出与经济增长进行实证研究,得出结论:地区GDP增长、相邻地区的教育财政支出对本地区的教育财政支出有正的作用。

二、模型的设定与数据的选取

1、模型设定

本文利用柯布- 道格拉斯生产函数模型来分析广东地方财政教育支出对经济增长的影响。加入了教育支出的柯布- 道格拉斯生产函数可表述如下:

式中,α、β、λ 分别为资本投入、劳动投入和教育投入的产出弹性,A为技术进步因子,即全要素增长率。对上述生产函数进行对数处理,可得:

利用上式进行线性回归,可以找出固定资本投入、人力资本投入和财政教育投入的产出弹性,进一步分析各个因素对产出的影响。

一般来说,方程的残差序列并不符合白噪声的条件,因此仅用上述模型做普通线性回归并不能得到很好的结果,模型应进行进一步的扩展。本文中把中国GDP序列当成退势平稳序列处理,在模型中引入趋势项目,采用的模型表达式为:

2、数据选取

本文选取1978—2012 年广东的数据,对广东地方财政教育支出与经济增长的关系进行了实证分析。相关原始数据主要来自于《广东统计年鉴》和《上海统计年鉴》,并经计算整理而得。以下详细说明各变量的选取和计算方法。

(1)产出数据。衡量国民经济整体产出使用按可比价格计算的国内生产总值(GDP)或国民生产总值(GNP),本文采用以1978 年不变价格计算的国内生产总值作为衡量产出的指标,基础数据直接取自历年《广东统计年鉴》,并且按1978 年不变价格进行换算,具体做法是用名义GDP除以GDP平减指数,GDP平减指数来自《中国统计年鉴》并经计算得来。

(2)劳动投入数据。在全要索产生产率分析中,劳动的投入不仅仅要考虑劳动投入的数量,还要考虑劳动的利用效率、劳动质量。但由于劳动质量缺乏相应的统计资料,因此,本文只考虑劳动投入的数量而不考虑质量的变化,采用历年社会劳动者人数(年末从业人数)作为历年劳动投入量指标,这个数据来源于《广东统计年鉴》。

(3)资本投入数据。资本投入量应为直接或间接构成生产能力的资本总存量(或简称资本存量),它既包括直接生产和提供各种物质产品和劳务的各种固定资产和流动资产,也包括为生活过程服务的各种服务及福利设施的资产,如住房等。由于相关统计年鉴中并没有广东历年资本存量的数据,因而需要对资本存量进行推算。关于资本存量的估算,目前通用的方法是1951 年戈德史密斯(Goldsmith) 开创性地运用的永续盘存法(Perpetual Inventory Method,PIM),基本估计公式为:

其中,Kt表示第t年的实际资本存量,Kt-1 表示第t-1 年的实际资本存量,It表示第t年的名义投资,Pt表示第t年固定资产投资价格指数,δt表示第t年的固定资产折旧率。

郭庆旺和贾俊雪(2004)推算出了1978 年的全国固定资产净值数据,确定基期1978 年资本存量为3837 亿元。而当时全国的GDP为3645.2 亿元,广东当时的GDP为185.85 亿元,按照固定资产净值与GDP的比例,确定1978 年广东的资本存量为195.63 亿元。由于相关的统计年鉴没有公布广东的固定资产投资价格指数,只好用上海市固定资产投资价格指数来代替广东固定资产投资价格指数。固定资产折旧率以公认的5%作为标准。有了基期资本存量、固定资产投资价格指数和固定资产折旧率,就可以根据资本存量的基本公式求得样本期各年资本存量数据。

(4)教育投入数据。广东教育投入的数据采用以1978 年不变价格计算,基础数据直接取自历年《广东统计年鉴》,并且按1978 年不变价格进行换算,具体做法是用各年的广东教育支出总额除以商品零售价格指数,商品零售价格指数来自各年《中国统计年鉴》。

三、模型估计结果及分析

根据前面建立的模型,利用相关数据进行回归分析,得到如下的回归方程:

从式(5)可以看出,方程的整体拟合效果非常好,资本和劳动对产出在5%的显著性水平下都有显著性影响,但教育对产出没有显著性影响,另外,从D.W.的值来看,方程具有明显的自相关性。

在模型中引入趋势项目后,得到的回归方程为:

由上可见,方程的拟合优度非常好,资本对产出的影响是显著的,时间趋势也是显著的,劳动的影响不显著,教育对产出的影响在5%的显著性水平下是显著的,但是有一个负的影响,这与一般的理论是不相符的。方程同样具有自相关性。

为了解决自相关的问题,在上述模型的基础上用AR(1)过程描述残差序列,从而提高参数的有效性。估计的结果如下:

加上时间趋势的模型估计结果如下:

从以上回归方程可以看出,广东地方财政教育支出对广东GDP的产出没有显著性的影响或影响不符合理论假设。

四、广东地方财政教育支出促进经济增长的建议

广东地方财政教育支出对广东GDP的影响不显著,这也许与广东特殊的情况有关。广东是一个经济发展速度很快的地区,而且经济环境也相对宽松、地理位置优越,这吸引了全中国乃至全世界的投资者来投资,有效地促进了经济增长。也就是说,广东经济增长所需要的技术创新和人才培养并不完全来自于广东的教育,而是来自于全中国的教育。所以,单从回归分析的结果来看,广东的经济增长与教育支出的显著性比较低也就可以理解了。

广东地方财政教育支出对广东GDP的影响不显著,还有一个更重要的原因是:广东地方财政教育支出不足。表1 列出近10 年来广东地方财政教育支出的情况,教育支出占GDP的比例在2012 年才达到2.62%(见表1)。1993 年国务院颁布的《中国教育改革和发展纲要》,提出要逐步提高国家财政性教育经费占国民生产总值的比例,20 世纪末要达到4%,但广东省这个目标至今未能实现。不仅远低于发达国家和世界平均水平,而且还低于最不发达国家的水平(见表2)。

造成教育支出不足的原因:一是教育支出增长的指标与地方各级政府的政绩考核指标相冲突,地方政府的领导都强调GDP的增长,通常会优先保证固定资产投资的增长,教育支出的效益由于其具有延迟性因而被挤占了。二是财政收入占GDP的比重过低,从而直接影响财政性教育支出占GDP的比重。三是由于政府在社会保障、“三农”、卫生和科技等其他方面的支出和教育支出一样都不足,如果教育支出增长过多,会引起其他行业有同样的诉求。四是单纯依靠财政性教育支出占GDP增长比例这一个指标来衡量地方政府对教育投人的努力程度,本身也存在片面性,有的省这一比例比较低,但占全部预算支出的比例却很高。

(资料来源:本课题组:完善政府投入为主的教育经费保障机制研究-基于甘肃省教育经费保障的实证分析[J].经济研究参考,2011(72)。)

由于教育支出与经济增长间的密切关系,我们在关注教育支出的数量增长的同时,还要考虑到教育支出水平与支出结构的合理性,从而推动教育的良性发展,保证广东经济能够更稳健的发展。

1、结合广东经济发展形势,适度增加教育支出, 力争实现国家和省教育改革和发展规划纲要中规定的目标

首先,要增加财政收入占GDP的比例。我国财政收入占GDP比重比较低,大大低于各国平均水平,广东也是如此,这导致了财政性教育支出占GDP比例较低。因此,地方政府必须支持加快发展地方经济,支持转变经济发展方式,调整产业结构,以提高财政收人占GDP的比重。第二,通过改革财政预算管理制度来规范预算外收支管理。把还未纳人预算的其他各项政府预算外收支统一纳入财政预算收支,强化预算收支的科学化和法制化管理。把更多预算外收入纳入到预算内,为提高财政性教育支出占全部财政支出的比例打下基础。第三,政府在预算内要增加教育支出外,在预算外和政府性基金支出中对教育投入也要加强。政府可以在土地出让金中拿出一定的比例发展地方教育;在彩票公益金中也要适当增加对教育的支出,尤其是安排教育助学项目;从城市维护建设费中要按照一定比例提取中小学建设资金。

2、落实优先发展教育战略,优化教育支出结构, 促进教育合理发展

经济增长和社会进步的持续推动力来自于人才素质和创新能力的提升,由粗放型向集约型转变的广东经济发展模式中,经济增长的推动力越来越多地依赖于科技进步和人才素质的全面提升。因此,广东地方财政教育支出结构需要着眼于人才素质教育和软环境建设的提升;更多的教育投入应放在师资队伍的建设上,力求培养富有奉献精神和较高创新能力的高素质教师队伍;加强学科和专业建设,促进多学科交叉和融合,为技术创新提供坚实的基础。同时,教育支出的重点适度向农村地区、边远地区、贫困地区和民族地区倾斜,缩小教育资源不均衡的差距,促进教育的公平发展。

3、建立分层次分级别的教育经费投入保障体系

在教育经费投入中,要对教育的不同层次进行不同的经费保障。义务教育,由于其存在很强的公共产品性和外部性,故要由国家和省级财政共同负担,而且要加强投入,因为教育资源更多地向基础教育倾斜将更好地促进我国地区经济增长。非义务教育,经费投入以政府投入为主、受教育者合理分担、其他多种渠道筹措。在政府增加教育支出的同时,还需创新管理机制与服务方式,进一步拓宽投融资渠道,促进、鼓励和扶持社会力量办学,大力发展民办教育,促进投资主体的多元化。

4、强化教育经费的绩效评价考核制度, 完善监督机制, 提高教育经费的使用效率

为了提高教育经费的使用效率,应该对其在经费拨付前进行评估、使用中进行监督、使用后进行评价考核。拨付前的评估主要是评估哪个层次的教育使用效率更佳、哪个方面的支出更急需,应该设立相关的评估指标。使用过程的监督,首先应强化各级人民代表大会的监督;其次,纪检监察、审计、财政和教育主管部门对教育经费的使用要加强监督;再次。各社会团体、新闻媒体和人民群众也可行使一定的监督权。教育经费使用后的评价主要是进行绩效考核,考核教育投入的社会绩效和经济绩效、人才培养的结果、是否实现了预期目标等方面。通过对公共教育服务的数量、质量及资金利用效率等来考核政府对于公共教育职能的实现程度,形成一种全新的、面向结果的管理理念和管理方式,以提高财政教育经费使用效率和公共教育的服务水平。

摘要：本文利用柯布—道格拉斯生产函数模型,选取1978—2012年广东的数据,对广东地方财政教育支出与经济增长的关系进行了实证分析,实证结果显示两者的关系不显著,这除了广东有来自全国的人才优势外,更主要是因为广东地方财政教育支出占GDP比例过低。为了强化教育对经济增长的作用,广东地方政府应适度增加教育支出,优化教育支出结构,建立分层次分级别的教育经费投入保障体系,强化教育经费的绩效评价考核制度,完善监督机制,提高教育经费的使用效率。

教育与经济增长研究 第10篇

1.1 选题依据

教育是推动经济发展的重要力量, 教育对经济的发展通过内外两种途径。一方面教育通过内部机制影响经济, 按照卢卡斯的定义, 教育的内部作用是“个人的人力资本对其生产力的作用”, 主要是从两条路径来作用:提高社会劳动生产率直接促进经济的增长, 增加人力资本存量, 从而促进国内技术的研发和对国外技术的处理;企业雇主往往根据受教育年限或学历来安置求职者, 优化了人力资源配置。另一方面, 教育从外部作用机制, 间接提高要素的聚集度和产品的品质, 从而改善经济活动效率, 教育具有很强的外部性, 通过人力资本的提高, 也能促进非经济部门的发展, 改善社会与自认环境以达到促进经济增长的作用。经济的增长通过对教育提出更高的要求和以及为教育发展提供更多的物力财力支持两方面来促进教育的发展。正是在这种正反馈机制作用下, 教育和经济相互影响、相互推动而得以共同发展。

1.2 文献综述

20世纪60年代, 美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立的人力资本理论, 认为人力资本的核心是提高人口质量, 教育是提高人力资本最基本的主要手段。舒尔茨还进一步研究了人力资本形成方式与途径, 并对教育投资的收益率以及教育对经济增长的贡献做了定量研究。随后, Barro和Mankiw等人将人力资本正式纳入到生产函数之中。Romer和Lucas带动了新增长理论发展, 明确提出劳动力通过教育获得技术进而促进经济增长的机制。随着研究的深入, 教育作为经济增长的重要推动因素成为了绝大多数学者的共识。赵青, 梁军 (2010) 认为教育对经济增长具有内外两种影响机制和多种具体影响途径, 两位学者运用柯布-道格拉斯生产函数和相关数据实证研究表明30年来的教育发展确实是中国经济增长的重要影响因素。杨栋辉, 刘慧峰 (2008) 对我国各地区高等教育发展水平进行因子分析和综合评价, 对影响高等教育发展的几个重要因素进行了分析, 并将各个省份高等教育水平进行了排序, 认为高等教育水平的高低是直接影响各地区经济综合竞争力的重要因素。陶春丽 (2010) 认为高等教育的公共性与私人性使之成为准公共产品, 而准公共产品是可由民间来经营的。民营高等教育的实质是利用市场机制和公民社会选择机制来打破公共教育的垄断, 完善的“教育民营”将成为中国未来最重要的教育制度创新。冯建勇, 吴在伟 (2008) 通过对广东省教育规模与经济增长进行协整分析, 充分认识广东省教育规模对经济增长的重要性, 着力改变目前教育规模偏小问题。

各位学者有从教育对经济方面的影响去研究, 也有的是着重于经济对教育方面的影响, 但是在教育和经济之间双向影响这方面的深入探讨基本没有, 本文抓住这个创新点, 进一步研究两者之间的动态影响。

2 相关概念和理论假说

2.1 计量模型

公共教育水平对经济的影响方面, 我们在柯布—道格拉斯模型的基础上面加入公共教育水平变量G, 可以得到模型:

其中γ为公共教育水平的产出弹性。模型 (1) 中, 产出用广东省地区生产总值 (y1) 来计量, 资本变量K用广东省资本形成额 (x1) 来计量, 劳动变量L用广东省就业人数 (x2) 来计量, 公共教育水平变量 (y2) 的计算:各种教育水平的在校人数乘以一定的折算年限, 受教育年限的折算按以下方法处理:大学16年计, 高中12年计, 初中9年计, 小学6年计。每种来计量, 虽然在计量变量的选取方面存在一定的误差, 但是考虑到数据的可得性, 选取上述变量。由于模型 (2) 是非线性模型, 对两边去对数, 并将相应的计量变量代入, 得到计量模型:

经济对公共教育水平方面的影响方面, 经过变量的筛选和实际意义的考虑, 选取以下变量。广东省财政支出 (x3) :一般而言, 财政支出增加, 公共教育支出占的比重就大, 学生上学的几率在一定程度上就会变大, 公共教育水平相应增加。广东省农村居民家庭人均纯收入 (x4) :农村居民家庭人均纯收入的增加会直接导致更多的农村孩子能够上学, 公共教育水平也就能够增加。广东省城镇居民人均可支配收入 (x5) :这个变量对公共教育水平的影响跟农村居民家庭人均纯收入基本一样。广东省地区生产总值 (y1) :经济对公共教育水平的影响如图1教育与经济增长的相互影响机制所示, 影响是正的。

因此, 我们假设经济对公共教育水平的计量模型为:

所以, 广东省公共教育水平和经济增长相互影响的方程组为:

2.2 数据来源

本文模型的样本数据来自《广东省统计年鉴》, 《教育统计年鉴》, 《新中国六十年统计资料汇编》相应各年, 数据选取了1978年到2008年31年的时间序列, 并经过简单的整理计算得到。

3 实证分析

3.1 广东省公共教育的基本情况

广东省号称经济强省, 但是在教育方面是具有弱势的。从图1可以看出, 广东省各级教育在校人数呈现出逐年上升的趋势, 而小学教育在2006年有一个明显的拐点, 主要是由于小学教学规模的调整以及人口的减少所造成的。小学升初中的比例不大, 但是之间的差值在减小, 2008年达到了最小, 这是一个很好的趋势。初中到高中的升学率比较大, 基本上达到了100%, 但是在大学教育这方面人数相对于高中又有一个很大的减少, 大学生人数占得比重不大。

3.2 实证检验及分析

3.2.1 平稳性检验

因为选取的变量都是时间序列, 为了避免虚假回归的出现, 必须对变量进行平稳性检验, 常用的方法有DF检验和ADF检验, 在本文中选取ADF检验对各个变量进行单根检验, 结果如表1所示。从表中我们可以发现7个变量在1%, 5%, 10%的显著水平下都是非平稳的, 而一阶差分大部分在5%的显著水平下都是平稳的, 在10%的显著水平下都是平稳的, 我们可以认为7个时间序列变量都是一阶单整的。因此必须对变量进行协整检验。

注:Δ是差分算子, (C, T, K) 分别表示单位根检验方程中包括常数项、时间趋势、滞后阶数。

3.2.2 协整检验

当时间序列变量是非平稳的, 应该对变量进行协整检验。不存在协整关系的非平稳变量之间不能进行格兰杰因果关系检验, 也就不能进行回归分析。用Eviews计算, 得出表2的结果。可以看到方程1和方程2在5%和10%的显著水平下是协整的。

3.2.3 格兰杰因果检验

通过前面的平稳性检验和协整检验, 说明了变量之间存在者长期的均衡关系, 但是lny1和lny2之间的均衡关系是否为因果关系, 则需要进一步验证。本文采用格兰杰因果检验, 得到结果如图2所示:在5%的显著水平下, lny1和lny2之间互有因果关系, 即公共教育水平是经济增长的一个重要影响因素, 经济增长也能影响公共教育水平, 可以对联立的方程组 (5) 进行计量分析。

3.2.4 联立方程模型的估计

因为方程的两个因变量相互影响, 所以在这里采用两阶段最小二乘法估计, 得到模型:

从模型和软件计算的结果中我们可以得出结论:两个方程的可绝系数和F值都通过了检验, 各个变量系数的t值, 除了lnx4以外, 都通过了显著水平在5%的检验, 但是lnx4系数t值的显著水平为6.8%, 虽然存在一定的误差, 但是我们可以大致认为两个模型都通过了显著性检验。

4 结论和政策建议

在上一章对模型的回归得出的结过中, 我们发现, 方程式 (6) 中, 公共教育水平对广东省地区生产总值的生产弹性在5%的置信区间下是显著的, 为0.4449%, 也就是说公共教育水平每增长1%, 广东省地区生产总值会增加0.4449%, 这个数据说明了广东省的公共教育水平对经济有巨大的推动作用, 是经济增长的关键要素, 所广东省政府应该重视公共教育, 大力发展公共教育, 通过直接或是间接的作用机制推动经济的发展, 也能促进关联产业的增长。

方程式 (7) 中, 广东省地区生产总值对公共教育水平的发展的贡献率为0.3306%, 也通过了5%的显著检验, 说明了广东省地区生产总值每增加1%, 教育水平将增加0.3306%, 这可以理解为, 因为一省的经济规模越大, 财政收入越高, 政府就有更多的资金用于教育, 也对教育的要求有所提高。经济也是公共教育水平增长的重要因素, 对于广东省这样的一个经济强省, 教育弱省而言, 0.3306%的贡献率能给广东省公共教育水平带来很大的发展。广东省的公共教育水平和经济发展是动态均衡的, 两者之间的关系相当密切, 通过相互的影响, 不断得循环促进, 从而达到了共赢的局面。

另外需要指出的是教育办学应该避免重公办轻民营, 实现向公共教育的转变。公办学校一般是由公共财政支持的, 而民营学校主要是通过收取学费、利用非财政性经费举办的, 但是, 通过土地的使用、税收优惠以及其他一些政策, 民营学校也间接得获得了政府的资助。民营学校一样具有正外部性, 我们应该持有“公共教育”的理念, 加强对民营教育的财政资助, 扩大整个教育体系的公益性效应, 走向公共教育。

参考文献

[1]刘晓凤, 郭慧芳.公共教育支出与经济增长动态关系的实证分析[J].内蒙古财经学院学报, 2010, (5) .

[2]谭界忠, 杨毅.各类教育对经济增长贡献率的改进模型[J].教育经济研究, 2010, (6) .

[3]赵青, 梁军.教育对经济增长影响的理论与实证分析[J].教育理论与实践, 2010, (22) .

[4]王仕婷.教育对经济增长中的贡献率的各种模型及评价[J].经济研究导刊, 2010, (36) .

[5]陶春丽.公共产品视角下的高等教育民营化模式探讨[J].科技与教育, 2010, (7) .

教育与经济增长研究 第11篇

关键词：中原经济区 能源消费 经济增长

一、中原经济区能源消费与经济增长的现状

中原经济区的主体河南，改革开放以来取得了举世瞩目的成就，然而仍然存在一些问题，虽然经济总量位居全国第五，但是人均排名并不高，2009年河南万元GDP能耗值为1.156吨标准煤，高于全国的1.077吨标准煤；产业结构中第三产业比重为29.3%，低于全国43.4%的平均水平。可以看出，河南存在的问题是资源少，经济发展水平不高，能源利用效率低，产业结构不合理。中原经济区的主体是河南省，河南省的情况基本上与中原经济区的一致，本文借用河南的数据研究中原经济区。

（一）能源消费总量大、增速快

改革开放以来，中原经济区能源消费总量增长迅速，据统计，能源消费由1978年的3353万吨标准煤，增长到2009年的19751万吨标准煤，年平均增长率约为10%。

从历年数据可以看出中原经济区能源消费量一直处于增长状态，2000年之前基本上呈线性增长的状态，2000年以后增速明显加快。能源消费量的快速增长带来了能源供应的较大压力，中原经济区能源自给率逐渐下降，部分能源品种净流入量急剧增加，对外依存度迅速攀升。

（二）能源消费结构不合理

图1是2003—2009年中原经济区一次能源消费在能源消费总量中所占的比重，从图中可以分析得出，煤炭在一次能源消费中的比重最大，而且基本上变化不大；石油所占的比重较小，而且比重有下降的趋势，其他较为清洁的能源所占的比重较低，基本上较为稳定，增长缓慢。煤炭主导的能源消费结构带来了比较严重的环境污染问题，煤炭开采过程中一些不合理的开采方式还易造成对生态和地下水的破坏，相比其他能源，煤炭在燃烧和使用过程中排放出大量的二氧化碳以及二氧化硫等污染物。因此，提高其他能源品种所占比重有重要的意义。

（三）能源利用效率低

中原经济区能源效率低，主要表现在能源强度高，经济发展对能源消耗依赖较大。2009年中原经济区万元GDP能耗为1.156吨标准煤，同全国平均水平1.077吨标准煤以及周边部分省份安徽、山东的1.017吨标准煤、1.072吨标准煤相比，能源消耗依然较高，能源利用效率低。主要原因是粗放型经济增长方式尚未转变，产业结构不合理，工艺技术装备落后，工业生产能耗高以及能源管理水平低等。

（四）中原经济区经济增长状况

中原经济区国内生产总值由1978年的162.92亿元增长到2009年的19480.46亿元（按当年价格），年均实际增长率约为10%，远远高于同期世界经济年平均增长2.9%的速度。

从历年数据可以看出2003—2009年以来，中原经济区第一产业所占比重稳步降低，第二产业所占比重缓慢增加，第三产业所占比重稳步降低。主要存在的问题是第二产业比重过大，而且略有增加，而第三产业比重不升反降，产业结构不合理表现在中原经济区能源消费总量过快增长以及节能减排目标难以实现等诸多问题。

二、中原经济区能源消费与经济增长关系分析

选择1978—2009年时间序列数据，经济增长数据采用国内生产总值GDP来反映，数据来源于《中国统计年鉴》。用E表示能源消费总量，单位：万吨标准煤，GDP表示中原经济区区内生产总值，单位：亿元。1978—2009年中原经济区能源消费与经济增长的回归模型如下：

E＝0.98GDP－4249

R2＝0.81，F＝100，DW＝1.64

从上述的回归结果来看，从可决系数可以看出中原经济区能源消费总量增长的81%可由GDP增长得到解释。能源消费与GDP的关系分析可得出GDP每提高1亿元，能源消费增长0.98万吨标准煤。说明中原经济区经济增长很大程度上依赖着能源消费，即经济增长存在对能源消费的因果关系。GDP的增长会引起能源消费总量的增加，中原经济区经济增长是以高耗能为代价的。

三、中原经济区促进节能减排的措施

（一）优化产业结构

中原经济区产业结构不合理主要表现在第二产业比重大，第三产业比重小，发展缓慢，造成经济发展过程中对能源依赖较大。当前要想把中原经济区建设成全国“三化”协调发展实验区的战略目标，必须优化产业结构。

首先，坚定不移地发展第二产业。中原经济区在全国取得巨大成就，与其独特的工业密不可分，中原经济区在诸多行业具有独特优势，为提升其可持续发展能力奠定坚实的物质基础，产业结构调整的目的是降低第二产业的比重，不是遏制第二产业，相反应该坚定不移地发展第二产业。

其次，加大力度发展第三产业。由于生产过程和产品特点等原因，不同产业生产同等产值所需的能源消耗是不相同的，与第二产业相比，第三产业具有投资少、消耗低以及吸纳就业多的诸多特点，因此，最优的产业结构应该是第三产业的比重尽量大（美国第三产业比重超过70%）。加大力度发展第三产业就是要让第三产业产值的增量超过第二产业产值的增量，从而提高第三产业的比重。

第三，优化产业结构不是否定现有产业，而是通过各种手段使得产业结构更加合理。综合来讲，要发展现代农业，提升传统工业，发展现代服务业以及培育新的支柱性产业，只有做到工业、农业、服务业协调发展，传统产业和新兴产业彼此衔接，可持续发展能力才会显著增强。

（二）发展低碳经济

低碳经济的特征是以减少温室气体排放为目标。中原经济区在新能源、新能源汽车、资源回收以及节能建材等低碳产业具有一定的基础，要加快发展低碳经济，培育新的经济增长点。发展低碳经济，要注重新型可再生能源的研发与推广，注重高效率的能源传输和转换技术的开发，注重提升能源使用效率技术的研发。这些技术中原经济区已经具备良好的基础，当务之急是把与这些技术关联的产业做大做强，形成完善的低碳经济产业体系，对于抢占未来我国乃至世界低碳改造市场至关重要。要发展先进制造业，一个国家或地区最具有竞争力的产业应属于先进制造业，而且先进制造业在促进低碳经济发展中具有重要的作用。另外，加大国土绿化工作力度，有利于增强“碳汇”能力，还可以发展新型的碳捕捉、碳转化产业，促进低碳经济的全面发展。

发展低碳经济要注重提升传统产业，一般来说，传统产业在国民经济中的比重较大，而且能源利用效率低，碳排放强度较大，应加大传统产业和落后产能技术改造、升级以及淘汰力度，通过技术升级实现能源强度和碳排放强度快速下降。要积极试点建立碳排放交易制度。从中央的各种文件看，“十二五”期间我国将试点建立碳排放交易制度，其目的在于对二氧化碳排放进行定价，以淘汰落后产能、发展低碳经济，引导市场自觉应对气候变化，实现可持续发展。要实现建设中原经济区伟大战略，必须削减二氧化碳排放，因此有必要根据自身实际情况试点建立碳排放交易制度，抢占先机。

参考文献：

①李华丽. 能源利用效率的文献研究综述[J]. 市场论坛，2009（10）：62—65

②刘润生．经济增长、能源消耗与产业结构变迁研究动态[J]．经济论坛，2009（4）：35—36

③马远鑫. 中国能源消费和经济增长关系的实证分析[J]．内蒙古农业大学学报（社会科学版），2008（5）：2—3

〔本文系河南省政府决策研究项目“中原经济区能源与经济协调可持续发展的路径与对策研究”（项目编号：2011B703）；河南省教育厅项目“经济增长、节能减排均衡下河南省经济系统运行规律及应用研究”（项目编号：2010A630037）阶段性成果〕

（梁广华，1982年生，河南新蔡人，许昌学院经济与管理学院。研究方向：管理系统工程）

教育与经济增长研究 第12篇

一、豫鄂湘3省的经济发展状况

豫鄂湘3省无论是在区域位置、自然资源、气候条件等方面相对其他省份比较优越。河南处于“中原腹地”, 农业基础雄厚, 是我国的农业大省;湖北素有“9省通衢”的美誉, 在承东启西方面区域优势明显;湖南省也在纵贯南北方面有着明显的区位优势。1998年以后, 3省的经济水平明显提升。从图1的3省地区生产总值比较可以看出, 3省地区生产总值十年间增长明显, 表明3省经济实力大幅提升。尤其是河南省2007年生产总值突破1.5万亿元, 位居全国第5位, 充分体现了其经济大省的实力。湖北、湖南两省也于2008年进入了全国“万亿”行列, 位居全国第10、11位, 冲进了经济总量的“上游地区”。

1. 豫鄂湘3省经济较为发达, 产业结构较为合理。

从3省的产业结构状况 (见图2、3、4) 可以看出, 3省的产业结构不尽相同, 各有特点。3省的第一产业比重基本上都是逐年下降, 但是在第二产业上, 河南省比重逐渐上升, 且比重大大超过5成, 湖北省在1998-2004年维持较高的比重, 2005年开始有所下降, 而湖南省的第二产业比重变化不大, 保持稳定;在第三产业上, 河南省比重最低, 约占3成, 湖北省逐年上升, 2007年时比重基本与第二产业持平, 湖南省的第三产业比重最高, 且有一度超过第二产业, 如2001-2005年。产业结构状况直接决定了3省的GDP增长速度。

2. 产业结构状况决定了3省的地区生产总值增长状况。

从3个省十年间的GDP年增长率与全国比较来看, 总体上河南省生产总值年增长率高于全国, 在2004年的最高值为25%;湖南省在2003年前低于全国水平, 2003年以后则高于全国水平;湖北省则在2006年之前一直低于全国水平, 2006年以后高于全国水平, 增长率超过河南、湖南。同时, 我们可以看出3省及全国的GDP增长率在2004年最高, 2005年迅速下降, 其中湖北降幅度最大, 为13.5个百分点。这与2004年开始, 中央针对经济发展过热, 遏制部分行业过度投资现象。

仅看地区生产总值, 还不能完全反映一个省的经济发展水平, 还需看经济发展相对量, 人均GDP是一个常用的参照指标。表1所示的是1998至2008年3省及全国的人均GDP状况。从中可以以看出, 3省人均GDP均稳步提高, 尤其是2003年之后, 人均GDP增长幅度比较大。但是与全国相比, 3省均低于全国水平。

注:数据均来自《中国统计年鉴》 (1998-2008年)

3省地区生产总值居于全国“上游段”, 人均GDP却低于全国水平, 其原因, 一方面是3个省的人口数量比较多, 尤其是河南省和湖南省;另一方面也与3省的城乡人口比重有关。从表2的数据可以看出, 近几年, 华中3省的乡村人口比重除了湖北与全国水平持平, 河南、湖南两省的乡村人口比重大大高于全国水平。乡村人口比重大, 在很大程度上制约着人均GDP的高低和增长速度。

注:数据来自《中国统计年鉴》 (2005-2008年)

通过对豫鄂湘3省经济状况的描述, 使我们对3省的经济状况有了较为全面的了解。第一, 3省经济实力较好, 产业结构较为合理, 但各有不同。第二, 地区GDP增速很快, 河南强于湖北、湖南, 湖北、湖南经济实力较为相近。从人均GDP看, 3省均低于全国平均水平, 但差距不大, 河南、湖北基本相当。

二、豫鄂湘3省的高等教育发展状况

扩招十年来, 豫鄂湘3省的高等教育快速发展, 无论是普通高校总数、招生规模、在校生人数, 还是百万人口高校数、十万人口在校生数均有大幅度的提高。从高等教育结构看, 高等职业教育飞速发展, 高职院校学生的比重逐年提升。十年的扩招, 也极大地促进了民办高等教育的飞速发展。

1.3省普通高校数、招生数以及在校生人数。

1998-2008年, 3省的普通高校数量均有不同程度的增长 (表3) 。湖北、湖南两省的普通高校数增长相比河南要迅速得多, 到2008年时, 湖北、湖南的普通高校数超过百所。1998-2003年, 3省普通高校数量虽有增长, 但是增长幅度很小, 甚至有的省在某一年份还有减少。2004-2008年, 3省高校总数增长幅度很大。2004年, 河南比上一年增加11所, 湖北增加10所, 湖南增加8所。2008年增长幅度最大, 相比2007年, 河南增加了12所, 湖北增加了32所, 湖南增加了16所。其原因在于独立学院的数量 (河南10所, 湖北31所, 湖南15所) 已于2008年计入了普通高校总数。

表4是1998-2008年3省的招生人数与在校大学生数。从普通高校招生人数来看, 2006年以前招生人数湖北省最多, 但从2007年开始, 河南的招生人数超过了湖北, 并且2008年相比2007年, 招生人数增长了17.92%, 明显快于湖北、湖南。这充分说明了河南是人口大省, 高等教育适龄人口多, 对高等教育的需求依然十分旺盛, 高等教育规模扩张的动力十足。

注:所有数据来自《中国教育统计年鉴》 (1999-2009年)

注:数据来自《中国教育统计年鉴》 (1999-2009年)

从在校生总数看, 2007年以前, 湖北省在校生数一直最多, 但是到2008年, 由于河南省在校生人数相比2007年增长了14.15%, 而湖北仅增长了1.82%, 在校生总数被河南省超过。比较而言, 湖南省的在校生总数则增长相对缓慢。

2. 百万人口高校数与十万人口在校生数。

上述高校总数、招生数和在校生数主要反映的是3省的高等教育绝对规模。由于3省间高等教育发展存在明显差异, 仅仅看高等教育绝对规模指标尚不能完全反映3省的高等教育规模状况, 还需看百万人口高校数 (A) 和十万人口在校生数 (B) 等相对规模指标。如表5所示。

以上数据根据3省1998-2008年的普通高校数 (表3) 、在校生数 (表4) 与3省十年的人口数《中国统计年鉴》 (1998-2008年) 计算所得。

在这两个指标上, 河南省都低于全国水平, 湖北省则均高于全国水平, 湖南省与全国水平基本一致, 差距很小。这表明了河南省人口数量大、高等教育资源相对短缺, 而湖北、湖南两省拥有较为充足的高等教育资源。

3. 高等职业教育发展情况。

高等职业教育是高等教育的重要组成部分, 近几年伴随高等教育扩招, 高等职业教育获得了快速发展。从图5可以看出, 1999扩招以来, 3省的高等职业院校数量均有大幅度的增加, 尤其是2003年3省的高职院校数量增长最多。这主要是因为国家《关于大力推进职业教育改革与发展的决定》 (2002年) 的颁布对于高等职业教育的大力促进。3省中, 湖南省的高职院校数量增长最快, 数量最多。

从3省的高职在校生人数看 (图6) , 2003年之后, 3省的高职在校生人数增长迅速, 其中湖南省增长最快。到2008年, 湖南省高职院校在校生人数最多。湖北省2006-2008年高职生人数增长缓慢, 甚至不增长。其原因在于独立学院的快速发展, 抢占了大量生源。

4. 民办普通高等教育发展。

民办高等教育是我国高等教育的重要组成部分, 3省的民办高等教育在十年的高校扩招中, 借承担高等教育大众化重任之契机, 获得了较快的发展。由于2003年4月23日, 教育部印发了《关于规范并加强普通高校以新的机制和模式试办独立学院管理的若干意见》, 对于独立学院的民办性质进行了确定, 从2004开始的民办院校数增加了独立学院数, 如表6所示。

从表6可以看出, 3省的民办高等教育起步情况不同, 河南省民办高等教育起步最早。设立于1994年的民办黄河科技学院, 是我国最早的民办高校。该校于2000年, 经教育部批准, 改名为黄河科技学院, 举办本科层次的学历教育。1999年, 湖北、湖南才分别设置了民办长江职业学院和湘南医学高等专科学校。总体上看, 1998-2008年, 3省的民办普通高校数量基本相当, 差距微小。但是从2004年以后, 独立学院异军突起, 打破了3省民办高等教育均衡发展的局面。相比较而言, 湖北发展最快, 院校数量最多。其原因在于, 湖北省大胆探索、先行先试, 充分利用武汉大学、华中科技大学等众多部委高校的知名品牌, 积极引导, 兴办独立学院。2007年, 湖北已有31所独立学院, 居全国之首。

注:1999、2000年的民办高校数据来自于《中国教育年鉴》中的教育部批复设置高校名单;2001、2002年的民办普通高校数据来自于《中国教育年鉴》中的“具有颁发学历文凭资格的民办高校名单”;2004-2008年的民办普通高校数据来自于《中国教育年鉴》中的各省教育概况中的“各级各类民办教育基本情况”。

注:数据均来自《中国教育年鉴》 (2004-2009年)

从民办院校学生数量以及占总在校生数比重看, 3省的民办高等教育在高等教育规模扩张, 实现高等教育大众化过程中确实发挥了重要的作用。但是, 3省的民办高等教育发展不平衡, 民办高等教育规模湖北省最大, 依次是湖南、河南。民办高等教育规模的不平衡直接影响了3省的高等教育规模扩张的速度与大小。

三、豫鄂湘3省高等教育规模与经济增长的依存性关系

高等教育发展与经济发展具有相互制约、相互促进的关系。经济的发展需要高等教育为其提供强有力的智力支持和人才支撑, 而高等教育的发展也需要强大的经济发展作为后盾。同样, 高等教育规模与经济发展同样存在着互动关系。但由于我国高等教育存在着较强的区域性、非均衡性, 是否这一理论在各个地区能得到验证, 有待于进行实证性的研究。这也是本研究的目的所在。

弹性是经济学上的一个概念, 是指用一个变量变动的百分比相应于另一变量变动的百分比来反映变量之间变动的敏感程度, 弹性的大小可用弹性系数来衡量。弹性系数是一定时期内相互联系的两个经济指标增长速度的比率, 它是衡量一个经济变量的增长幅度对另一经济变量增长幅度的依存关系。计算方法为:弹性系数=y变动的百分比/x变动的百分比。若弹性系数大于1, 则表明y增长速度快于x增长速度, 并且y在x中的比重有上升趋势;若弹性系数等于1, 则表明两者实现同步发展;若弹性系数小于1, 则表明y增长速度慢于x增长速度, 且新增x量中y集中度下降。本研究借用弹性系数研究华中3省的高等教育规模变动与经济发展水平之间的相关性。研究中的高等教育规模主要选取了百万人口高校数、十万人口在校生数、高等教育人口比重、高职生占总在校生数比重以及民办与公办的比例等5个指标, 根据各指标与高等教育规模的关联密切程度和专家赋值, 各自所占的权重为0.1、0.5、0.2、0.1、0.1。由于指标间单位不一致, 对各指标进行了无量纲化处理, 然后经过加权计算, 得出了3省的高等教育综合规模, 最后得出1999-2008年扩招十年的高等教育规模年增长率。经济增长指标我们选择了能够代表3省经济发展水平的人均GDP (表1) , 经过数据整理, 得出1999-2008年十年间的人均GDP增长率, 如表8所示。

根据高等教育弹性系数的计算方法, 可以计算出3省扩招十年的高等教育规模弹性系数。如表9所示。

通过利用spss16.0 for windows软件包对表9的数据进行处理后, 得出3个省的高等教育弹性系数的走势图 (图7)

从3个省的高等教育弹性系数走势看, 总体上, 3个省的高等教育弹性系数值范围比较稳定, 大部分年份集中在0.0-1.0之间。这表明3个省的高等教育增长速度与经济增长速度很相近, 两者大体上是协同发展的。但是也可以发现1999-2003年扩招前的高等教育弹性系数值不稳定, 波动较大。如湖南省1999年的高教弹性系数是2.21, 到2000年便降到了0.41, 到2002年又提高到1.09;河南省2002年的弹性系数为1.39, 2003年则为-0.08。弹性系数波动较大, 说明了前5年3省高等教育规模变动不稳定, 有时快于经济发展速度, 而有时则慢于发展速度。高等教育规模变动主要受政策影响, 受经济发展制约较小;2004-2008年的扩招后5年, 3省的高等教育弹性系数值稳定在0.1-0.56之间, 且波动很小。一方面表明了3省的高等教育规模变动低于3省的人均GDP增长速度;另一方面也表明高等教育规模变动相比前5年扩招更多的受到经济增长的制约, 高等教育与经济增长保持较高的协整性。

四、原因分析

为何3个省的高等教育弹性系数呈现出上面所描述的状况?笔者认为, 主要有以下几方面的原因:

第一, 经济方面的原因。总体上看, 3个省的人均GDP在2003年之前, 由于受到东南亚金融危机以及“非典”的影响, 3个省的投资和消费需求拉动不足, 经济发展速度明显放缓。并且3省的农村人口比重较大, 农民经济负担较重, 农民收入增长缓慢。这导致了1999-2003年, 3个省的人均GDP增速缓慢, 河南年均增速为10.04%, 湖北为7.45%, 湖南为8.88%。而1999-2003年高校扩招的前5年, 增速较快。“经济增长慢、高教规模增长快”的状况导致了弹性系数在2003年之前, 3省的高等教育弹性系数有好几年处于高弹性值区间。随着投资和消费对经济的拉动作用增强, 从2004年开始, 3省的经济状况明显好转, 并且从中央到地方对“三农”问题的重视, 对农民实行减免农业税、增加农民收入的一系列支农、惠农政策。2004-2008年3省的人均GDP实现“双位数”增长。“经济增长快、高教规模变动慢”便使得2004-2008年的3省高等教育弹性系数均小于1。

第二, 高等教育扩招政策的变化。1999-2003年, 这个时期, 全国普通高等教育扩招着眼于高等教育毛入学率的提高, 高等教育规模的扩张, 招生人数和在校生数在扩招前5年大幅提高。快速的扩招, 一方面使得未做充分准备的高校仓促应对, 出现了师资力量短缺, 学生住宿紧张等种种问题;另一方面快速的扩招是在基本没有增加新高校的情况下进行的, 快速的扩招使得现有高校的容纳能力到了极限。鉴于种种情况, 国家对扩招政策进行了修正, 将高等教育发展的重心由数量扩张转移到质量提升上, 放缓扩招的速度, 基本维持在5%-8%左右, 并且鉴于高等教育质量的下滑和社会各界的担忧, 教育部出台了《2003-2007年教育振兴行动计划》, 着重指出提高高等教育质量是今后一个时期的重点。2004-2008年, 河南高教规模年均增速为6.24%、湖北为4.97%、湖南为5.11%。高等教育扩招政策的前后5年的变化, 使得高等教育弹性系数呈现出“前高后低”的走势, 并且趋于稳定, 波动较小。

第三, 高等职业教育的快速发展。高等职业教育不仅在为社会主义现代化建设培养高技能型人才方面发挥着重要作用, 而且在高等教育规模扩张、承担高等教育大众化重任方面功不可没。1998年河南省的高职学生数占在校生数的比重仅为0.09, 湖北为0.07, 湖南为0.04。2002年8月国务院印发了《关于大力推进职业教育改革与发展的决定》, 明确提出坚持大力发展职业教育的方针。之后, 高职学生比重快速提高, 其中以湖南省高职生比重最高。河南省由于高职生比重较低, 严重影响了其高等教育规模的扩张和高等教育毛入学率的提升。再者, 高等职业教育由于学制较短, 专业设置与社会经济发展具有较强的一致性, 能够根据经济发展的需求, 较快地进行自我调整。湖南第三产业尤其是文化传媒产业的快速发展与其数量众多的文化媒体类高职院校为其培养大量的人才不无关系。高等职业教育承担规模扩张和与经济保持较强的一致性, 很大程度上也保证了高等教育弹性系数的稳定性。从图7可以明显的发现2002年之后, 湖南省相比河南、湖北两省的弹性系数波动较小, 最为稳定。

第四, 民办高等教育的大发展。民办高等教育不仅有利于扩大高等教育规模, 实现高等教育大众化, 而且可以增强高等教育的开放性、灵活性和适应性, 在更大程度上可以保证高等教育与经济的协调性。1999-2003年, 由于民办高等教育刚刚起步, 数量较少、层次较低, 所以当时承担扩招重任的主要是公办高校, 但是快速的扩招使本来就潜力有限的高校, 出现了经费不足、办学紧张、师资短缺等问题。为了继续满足更多人接受高等教育的愿望, 扩大高等教育规模, 国家随即出台《民办教育促进法》等多种政策, 鼓励社会团体和个人积极投资教育。从2004年开始, 3省积极贯彻落实《民办教育促进法》, 多渠道、多形式吸引社会资源和资金。如湖北省2004年试办独立学院33所 (其中教育部批准29所) , 通过社会力量投入、学费收入和银行贷款等多种渠道, 引导30多亿元社会资金用于高校建设。从3省民办高等教育的发展看, 2004年以后, 独立学院的快速发展成为了新的增长点和增长极。3个省中, 以湖北省的独立学院发展最快。正是因为民办高等教育更多地承担起了后5年扩招“重担”, 才保证了高等教育规模的增长, 从而确保了高等教育弹性系数的稳定性。

第五, 省际之间高等教育资源的不均衡性, 决定了各省高等教育规模扩张的速度和模式。1999-2003年, 由于3省高等教育资源多寡不均, 湖北省最强、湖南次之, 河南最弱, 所以在规模扩张上, 河南省滞后于鄂湘两省发展, 但是规模扩张的模式是相同的, 都是以公办高校扩招为主;2004-2008年, 高等职业教育和民办高等教育的快速发展, 使得3省的高等教育规模扩张模式差异性明显。湖北省由于民办高等教育发展迅速, 尤其是独立学院的快速发展, 使其扩招更多地依靠民办高等教育, 带有鲜明的“民办性”;而湖南省由于高等职业发展迅速, 所以其扩招带有更多的“职教性”。河南省由于高等职业教育和民办高等教育发展相对于鄂湘两省均滞后, 所以大大影响了其高等教育规模扩张的速度。因此, 未来的河南省高等教育发展应注意高等教育结构的调整, 加快高等职业教育发展, 为产业结构调整升级培养更多的高技能型人才;同时, 也应当借鉴湖北省民办高等教育发展的有益经验, 积极鼓励和引导社会力量投资办学, 形成多元投资、多元办学的格局。

参考文献

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