我國(guó)財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)、就業(yè)影響的統(tǒng)計(jì)分析

古洋波，區(qū)文玉

（廣西師范大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，廣西 桂林 541000）

0 引 言

教育是民族振興和社會(huì)進(jìn)步的基石。隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的來(lái)臨，教育愈發(fā)成為影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要因素。為了搶占經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的制高點(diǎn)，世界各國(guó)尤其是發(fā)達(dá)國(guó)家紛紛將目光投向教育領(lǐng)域。改革開放30 多年來(lái)，我國(guó)堅(jiān)持以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取得了顯著的成效，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3 645.2 億元到2010年的401 202 億元。與此同時(shí)，隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，社會(huì)對(duì)人才的需求日益增加。人才培養(yǎng)離不開教育支出，1978年國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出僅為93.8億元，占當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的2.57%；而到2012年國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出達(dá)到了21 984.63 億元，占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的4.23%，首次超過(guò)4%。國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占GDP 比重的變化趨勢(shì)如圖1所示。

在教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系方面，國(guó)內(nèi)外有許多研究成果。舒爾茨（1960）在美國(guó)經(jīng)濟(jì)年會(huì)上題為《人力資本投資》的演說(shuō)，創(chuàng)新性地提出人力資本理論。他對(duì)1929—1957年美國(guó)教育投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系作了定量研究，得出如下結(jié)論：各級(jí)教育投資的平均收益率為17%，教育投資增長(zhǎng)帶來(lái)的收益是勞動(dòng)收入增長(zhǎng)的70%，教育投資增長(zhǎng)帶來(lái)的收益占國(guó)民收入增長(zhǎng)的33%。他認(rèn)為，人力資本的積累是社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，教育使社會(huì)分配趨于平等。

圖1 1978—2012年國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重

丹尼森（1985）對(duì)1929—1982年間美國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)知識(shí)進(jìn)展解釋了技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率占66%。據(jù)此，丹尼森得出一個(gè)結(jié)論，知識(shí)進(jìn)展是發(fā)達(dá)資本主義國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最重要的動(dòng)力，且技術(shù)知識(shí)和管理知識(shí)進(jìn)步同等重要。

國(guó)內(nèi)對(duì)教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的理論研究成果也不少。王俊、孫蕾（2005）通過(guò)構(gòu)造預(yù)算內(nèi)財(cái)政教育支出和GDP 的VAR（2）模型，從動(dòng)態(tài)角度說(shuō)明GDP 預(yù)算內(nèi)教育支出相互影響和相互作用的效果。結(jié)果表明：從長(zhǎng)期來(lái)看，預(yù)算內(nèi)教育支出促進(jìn)GDP 增長(zhǎng)；但從短期來(lái)看，增加教育支出將使GDP 的增速降低。

田祖蔭、武娜（2007）對(duì)177 個(gè)低、中、高收入國(guó)家的相關(guān)指標(biāo)進(jìn)行定量分析發(fā)現(xiàn)，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家特別是貧困地區(qū)來(lái)說(shuō)，增加教育投入，提高教育水平是減少貧困的重要戰(zhàn)略。

王延軍（2007）通過(guò)改造羅默——盧卡斯模型，建立聯(lián)立方程組，研究我國(guó)教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系，結(jié)果表明，前者每增長(zhǎng)1%可以帶動(dòng)后者增長(zhǎng)0.376%，而后者每增長(zhǎng)1%可以帶動(dòng)前者增長(zhǎng)0.694%。

陳文虎、周凌光、褚曉靜（2012）指出，教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響主要體現(xiàn)在兩方面：一是教育支出作為消費(fèi)的一種表現(xiàn)形式，教育支出的增加可以刺激消費(fèi)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；二是教育支出增長(zhǎng)對(duì)投資結(jié)構(gòu)、人力資源結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的效應(yīng)及教育自身的外部性促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展。

王春元（2013）將教育支出納入生產(chǎn)函數(shù)，分析表明我國(guó)教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的促進(jìn)作用，教育支出增長(zhǎng)1%能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)28%。國(guó)內(nèi)外大多的研究成果集中在教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究，并未考慮教育支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)率三者之間的關(guān)系。而事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)發(fā)展離不開就業(yè)，就業(yè)與教育投入也密切相關(guān)。因此，有必要分析就業(yè)與教育支出的關(guān)系。本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法，構(gòu)造教育支出、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、就業(yè)率的SVAR 模型，分析三者之間的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

1 數(shù)據(jù)選取及分析方法

1.1 數(shù)據(jù)選取說(shuō)明

（1）隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，國(guó)家越來(lái)越重視教育，教育支出增長(zhǎng)迅速。與此同時(shí)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對(duì)就業(yè)也產(chǎn)生了影響。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文選取1978—2011年國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出（單位：億元人民幣）X1、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元人民幣）X2以及社會(huì)就業(yè)率（單位：%）X3作為原始數(shù)據(jù)，并作對(duì)數(shù)化處理。

（2）數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》《2011年全國(guó)教育經(jīng)費(fèi)執(zhí)行情況統(tǒng)計(jì)公告》中的數(shù)據(jù)，并整理得到。運(yùn)用Eviews6.0 完成建模和檢驗(yàn)過(guò)程。模型檢驗(yàn)的顯著性水平為α=0.05。

1.2 分析方法

（1）本文通過(guò)建立三變量SVAR 模型，構(gòu)造教育支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和社會(huì)就業(yè)率的脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析二者對(duì)教育支出變化的響應(yīng)。此外，計(jì)算方差貢獻(xiàn)率，分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)自身和其他變量變化的貢獻(xiàn)度，評(píng)價(jià)不同沖擊結(jié)構(gòu)的重要性。

（2）向量自回歸（VAR）模型將系統(tǒng)每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型。但是VAR 模型沒有給出向量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，模型中的誤差項(xiàng)是不可觀察的，通常被稱為新息 （innovations） 向量。而結(jié)構(gòu)VAR（SVAR）模型，則包含了變量之間的當(dāng)期關(guān)系。P階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR(p)如下：

其中，

假定A、B 是（k×k）的可逆矩陣，若A、B 滿足下列條件：

則稱AΦ(L)yt=Aεt,t=1,2,…,T,Φ（L）=Φ0+Φ1L+Φ2L2+…ΦPLP（L 為滯后算子） 為AB 型SVAR 模型。識(shí)別AB 型SVAR 模型，需要施加k(k+1)/2 個(gè)非線性限制條件。

2 實(shí)證分析

2.1 單位根檢驗(yàn)

序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3隨時(shí)間變化的趨勢(shì)如圖2所示。

由圖2可以看出，序列l(wèi)nx1、lnx2隨時(shí)間變化有明顯上升的趨勢(shì)，而序列l(wèi)nx3則相對(duì)平穩(wěn)。但是，序列是否為平穩(wěn)序列仍需要進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，因此需要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。

圖2 lnx1、lnx2、lnx3 的變化趨勢(shì)

表1 原序列及一階差分序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可以看出，序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3為非平穩(wěn)序列；經(jīng)過(guò)一階差分之后，三個(gè)序列均為平穩(wěn)序列。因此，lnx1、lnx2、lnx3均為一階單整序列。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，假設(shè)序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3有確定的線性趨勢(shì)，但協(xié)整方程只有截距，并用差分的2 階滯后結(jié)果如表2所示。

表2 序列協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

由表2可知，在5%的顯著性水平下拒絕“0個(gè)協(xié)整向量”的假設(shè)，不拒絕“最多1 個(gè)協(xié)整向量”和“最多2 個(gè)協(xié)整向量”的假設(shè)。若存在1 個(gè)協(xié)整向量，以標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為系數(shù)建立序列z1,可以檢驗(yàn)z1是非平穩(wěn)的：

因此，認(rèn)為序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3存在2 個(gè)協(xié)整向量，以標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量為系數(shù)建立序列z2，z3，可以檢驗(yàn)z2，z3是平穩(wěn)的：

2.3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

選擇最大滯后期為2 期，對(duì)序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，在5%的顯著性水平下，拒絕“LNX1不能格蘭杰引起LNX3”和“LNX2不能格蘭杰引起LNX3”的原假設(shè)，即認(rèn)為財(cái)政性教育支出是引起國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和社會(huì)就業(yè)率變化的原因。此外，以11.26%的概率拒絕“LNX2不能格蘭杰引起LNX1”和以6.24%的概率拒絕“LNX1不能格蘭杰引起LNX2”的原假設(shè)，即也可認(rèn)為財(cái)政性教育支出和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值在一定程度上存在互為因果關(guān)系。通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，初步驗(yàn)證了財(cái)政性教育支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和社會(huì)就業(yè)率相互影響的關(guān)系，因而構(gòu)造的VAR 模型來(lái)描述三者的關(guān)系是合理的。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 建立三變量的VAR 模型

序列l(wèi)nx1、lnx2、lnx3雖然均為非平穩(wěn)序列，但是協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，三變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因而可以在之間建立VAR 模型。對(duì)lnx1、lnx2、lnx3建立VAR（2）模型，結(jié)果如下：

該式描述了三變量lnx1、lnx2、lnx3之間互相影響的關(guān)系，并且三個(gè)方程的調(diào)整擬合優(yōu)度分別為0.9990、0.9991、0.8246?？紤]到各殘差項(xiàng)之間可能存在同期相關(guān)，可用殘差同期相關(guān)矩陣來(lái)描述，如表4所示。

表4 殘差同期相關(guān)矩陣

由表4可知，lnx1與lnx2的殘差項(xiàng)之間存在的同期相關(guān)系數(shù)較高，因此表明三變量之間存在著同期的影響關(guān)系。然而VAR（2）模型未能描述變量同期的相互影響，因此考慮建立SVAR 模型。

2.5 建立AB 型的SVAR（2）模型

其中變量和參數(shù)矩陣為

由于該AB 型SVAR 模型有3 個(gè)內(nèi)生變量，因此至少要施加2k2-k (k+1)/2=12 個(gè)約束才能使得SVAR 模型滿足可識(shí)別條件。因?yàn)榫仃嘇 對(duì)角線上元素為1，矩陣B 為單位矩陣，相當(dāng)于施加了k+k2=12 個(gè)約束條件。根據(jù)實(shí)際情況，再施加兩個(gè)約束條件，一是當(dāng)期財(cái)政性教育支出不影響當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，即a21=0；二是當(dāng)期就業(yè)率對(duì)當(dāng)期財(cái)政性教育支出無(wú)影響，即a13=0。模型估計(jì)結(jié)果如下。

2.6 脈沖響應(yīng)分析

在SVAR 模型中，脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了給予一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)加上一次性沖擊，對(duì)于內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。為了解決VAR 模型脈沖響應(yīng)函數(shù)非正交化的問題，用殘差協(xié)方差矩陣Cholesky 因子的逆來(lái)正交化脈沖。給予財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出lnx1一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊后，選取滯后長(zhǎng)度為12年，描述脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，如圖3和圖4所示。

圖3 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)財(cái)政性教育支出沖擊的響應(yīng)

從圖3可以看出，當(dāng)在本期給財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出一個(gè)正沖擊后，該正向沖擊會(huì)給國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值帶來(lái)正面的影響，且隨著時(shí)間該正面影響不斷增大，有較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)。

圖4 描述社會(huì)就業(yè)率對(duì)財(cái)政性教育支出的響應(yīng)

從圖4可以看出，當(dāng)在本期給財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出一個(gè)正沖擊后，從第1 期起給社會(huì)就業(yè)率帶來(lái)反向的沖擊，可是該反向沖擊隨著時(shí)間不斷減少，逐步趨近于零，但是從第5 期開始帶來(lái)正面的影響，且此正面影響一直持續(xù)。

2.7 方差分析

與脈沖響應(yīng)函數(shù)相比，方差分析提供了另一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)變化的方法，它將系統(tǒng)的均方誤差分解成各變量沖擊所做的貢獻(xiàn)，滯后長(zhǎng)度為12年。分析結(jié)果如表5和表6所示。

表5 對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值方差分析結(jié)果

表6 對(duì)社會(huì)就業(yè)率方差分析結(jié)果

由表5可以看出，在前5 期，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響逐步降低，而國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)自身的影響則逐步上升。但從第5 期開始，后者的影響逐步下降，而前者的影響則逐步上升。這說(shuō)明，財(cái)政性教育支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響在短期內(nèi)不明顯，但在長(zhǎng)期內(nèi)有著更強(qiáng)的影響，在此后的一定時(shí)間內(nèi)，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響會(huì)超過(guò)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)自身的影響。就業(yè)率對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響在短期內(nèi)不顯著，但是隨著時(shí)間的推移，該影響逐步增大。

由表6可以看出，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)社會(huì)就業(yè)率的影響要小于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，但前者的影響一直較小。這說(shuō)明，盡管由前面的分析可知，增加教育經(jīng)費(fèi)支出會(huì)對(duì)社會(huì)就業(yè)率帶來(lái)負(fù)面影響，但這一負(fù)面影響較小。相比之下，社會(huì)就業(yè)率對(duì)自身的影響在長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)占據(jù)主導(dǎo)地位。

3 結(jié) 論

3.1 財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響

（1）由國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)財(cái)政性教育支出沖擊脈沖響應(yīng)圖（圖3）可知，增加財(cái)政性教育支出可以對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值帶來(lái)持續(xù)的增長(zhǎng)效應(yīng)。這一結(jié)果與內(nèi)生增長(zhǎng)理論和人力資本理論一致，表明國(guó)家加大對(duì)國(guó)民教育領(lǐng)域的投資，可以增加社會(huì)知識(shí)資本的積累，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。

（2）由國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值方差分析表（表5）可知，在增加財(cái)政教育支出后的短期內(nèi)（滯后1 期），財(cái)政教育支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率約為37.1%，此后該貢獻(xiàn)率有所降低。教育領(lǐng)域的投資增加后，提高了個(gè)體的勞動(dòng)生產(chǎn)率；由于教育具有正外部性，個(gè)體的勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高帶動(dòng)了社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，從而推動(dòng)一個(gè)或多個(gè)領(lǐng)域的發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。某一領(lǐng)域的發(fā)展，使得社會(huì)對(duì)該領(lǐng)域的投資增加，根據(jù)乘數(shù)加速原理，循環(huán)反復(fù)，不斷地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，教育支出增加帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)后，經(jīng)濟(jì)通過(guò)自身的積累以推動(dòng)自身的發(fā)展。這就說(shuō)明為何在增加財(cái)政教育支出后（滯后1 期到5 期內(nèi)），國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)自身的貢獻(xiàn)率在增加，而財(cái)政教育支出的貢獻(xiàn)率在下降。知識(shí)積累是一個(gè)過(guò)程，財(cái)政教育支出對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐步上升的趨勢(shì)，最終超過(guò)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)自身的貢獻(xiàn)率。

3.2 財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)就業(yè)率的影響

（1）由就業(yè)率對(duì)財(cái)政性教育支出的脈沖響應(yīng)圖（圖4）可知，在增加財(cái)政教育支出的初期，對(duì)就業(yè)率帶來(lái)反向的影響，但隨著時(shí)間推移，該反向影響會(huì)逐步趨向于零。國(guó)家更加重視教育領(lǐng)域后，有人會(huì)暫時(shí)放棄當(dāng)前的工作，學(xué)習(xí)新知識(shí)，必然改變就業(yè)結(jié)構(gòu)，引起就業(yè)率下降。這些人在獲取新知識(shí)之后，更傾向選擇較高層次的崗位就業(yè)，使得許多較低層次崗位的人員空缺。但是高層次崗位對(duì)勞動(dòng)力的需求遠(yuǎn)低于低層次崗位的需求，造成了就業(yè)率下降。此外，國(guó)家增加財(cái)政性教育支出，在就業(yè)方面的支出相對(duì)減少，也在一定程度上導(dǎo)致就業(yè)率下降。就業(yè)率下降幅度不大，且持續(xù)時(shí)間短。國(guó)家政策和社會(huì)環(huán)境在不斷變化，勞動(dòng)力市場(chǎng)最終要逐步恢復(fù)出清狀態(tài)，即財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出的反向影響消失，就業(yè)率逐步提升。

（2）由社會(huì)就業(yè)率方差分析表（表6）可知，財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出對(duì)社會(huì)就業(yè)率的貢獻(xiàn)率，遠(yuǎn)小于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和就業(yè)率本身的貢獻(xiàn)率，即財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出增加，引起就業(yè)率小幅下降。不可否認(rèn)，從整體和長(zhǎng)期來(lái)看，適當(dāng)增加教育投入，逐步提高全體勞動(dòng)者的素質(zhì)，優(yōu)化就業(yè)結(jié)構(gòu)，對(duì)就業(yè)率帶來(lái)正面影響。

3.3 建 議

（1）提高教育支出占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重。雖然，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，財(cái)政性教育支出逐年增加，但是，財(cái)政性教育支出占國(guó)民生產(chǎn)總值的比重卻沒有明顯的提高。進(jìn)入21 世紀(jì)以來(lái)，特別是2008年金融危機(jī)之后，我國(guó)面臨了更多的機(jī)遇與挑戰(zhàn)。如何把握機(jī)遇和應(yīng)對(duì)挑戰(zhàn)，除了要夯實(shí)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)外，還應(yīng)該培養(yǎng)更多的人才。因此，中央和地方政府應(yīng)該不斷加大教育投入，提高教育支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，使教育支出增長(zhǎng)率高于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率。

（2）優(yōu)化教育支出結(jié)構(gòu)。我國(guó)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，教育支出也存在區(qū)域差異。為了推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和提高，中央和地方政府應(yīng)促進(jìn)教育資金在區(qū)域間合理流動(dòng)，發(fā)達(dá)地區(qū)帶動(dòng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的教育發(fā)展。

（3）處理好教育與就業(yè)的關(guān)系。良好的教育背景，可以提高勞動(dòng)者的綜合素質(zhì)，并能提高勞動(dòng)者的勞動(dòng)報(bào)酬。這容易導(dǎo)致勞動(dòng)者進(jìn)入就業(yè)誤區(qū)——傾向于選擇較高層次的崗位，而忽略許多基層崗位對(duì)人才的需求，導(dǎo)致失業(yè)率上升。因此，各級(jí)政府在加大教育領(lǐng)域投入時(shí)，也應(yīng)創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，引導(dǎo)人們更新就業(yè)觀念。

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