顧玉鈴
【摘要】通過對比各地區(qū)2016年教育經(jīng)費(fèi)支出的情況,研究影響教育經(jīng)費(fèi)投入的主要因素,并建立多元線性回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析,以及對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)、檢驗(yàn)以及修正,最后對所得的結(jié)果做出經(jīng)濟(jì)意義上的分析,并相應(yīng)提出一些合理建議。
【關(guān)鍵詞】地方教育支出 回歸分析 模型檢驗(yàn)及修正
一、研究的目的
教育經(jīng)費(fèi)的支出不僅反映了一個(gè)地區(qū)對教育的重視程度,也在很大程度上決定了該地區(qū)教育水平及教育事業(yè)未來的發(fā)展情況。通過對我國31個(gè)省2016年教育經(jīng)費(fèi)支出的比較,找出影響教育經(jīng)費(fèi)支出的各個(gè)因素,并結(jié)合教育事業(yè)發(fā)展的發(fā)展?fàn)顩r,為各地區(qū)改善教育經(jīng)費(fèi)支出問題提出合理性建議,促進(jìn)各地區(qū)以及全國教育事業(yè)的長久和快速發(fā)展。
二、建立回歸模型
(一)變量的選取
影響地方財(cái)政教育支出的因素有很多,結(jié)合經(jīng)濟(jì)意義和數(shù)據(jù)獲得的可能性,最終選取以下變量作為被選變量:
第一,由地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模決定的地方整體財(cái)力是地方財(cái)政教出的基本源泉,選擇“地區(qū)生產(chǎn)總值”作為經(jīng)濟(jì)規(guī)模的代表,用X1代表。
第二,各地區(qū)居民對教育的需求有差異,地區(qū)的人口數(shù)量不同決定各地教育規(guī)模不同,選擇“年末人口數(shù)量”作為代表,用X2代表。
第三,隨著人民生活水平的提高,對教育質(zhì)量的需求會(huì)不斷提高,對以政府教育投入為代表的公共財(cái)政的需求會(huì)有相當(dāng)?shù)挠绊懀催x擇“居民人均教育消費(fèi)”代表居民對教育質(zhì)量的需求,用X3代表。
第四,根據(jù)經(jīng)驗(yàn)推斷,由于我國西部地區(qū)處于較落后的狀態(tài),相對于發(fā)達(dá)地區(qū),西部省市教育經(jīng)費(fèi)總量缺口仍然很大,因此初步認(rèn)為是否西部可能會(huì)對教育經(jīng)費(fèi)的支出產(chǎn)生一定影響,選擇“是否為西部地區(qū)”為虛擬變量,用X4代表。
第五,而被解釋變量則選擇“地方財(cái)政教育支出”,用Y代表。
(二)數(shù)據(jù)的收集
本文中所用數(shù)據(jù)全部來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2017》中的最新數(shù)據(jù),具有時(shí)效性和可靠性。西部地區(qū)包括:重慶市、四川省、云南省、貴州省、陜西省、寧夏省、甘肅省、青海省、內(nèi)蒙古、廣西、新疆、西藏。
(三)模型的設(shè)定
為了具體分析各要素對各地區(qū)教育支出情況,令Y=2016年各地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)支出(萬元),X1,X2,X3,X4為地區(qū)總產(chǎn)值(億元)、年末人口數(shù)量(萬人)、財(cái)政收入(元)、是否為西部地區(qū)(西部地區(qū)記為1,非西部地區(qū)記為0)。
將模型設(shè)定為多元線性回歸模型,形式為:
Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+Ut
三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)
(一)多重共線性檢驗(yàn)及修正
通過Eviews軟件算出相關(guān)系數(shù)矩陣:
1.建立一元回歸模型。根據(jù)理論分析,地區(qū)總產(chǎn)值應(yīng)是地區(qū)教育支出的主要影響因素,相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)也表明,地區(qū)總產(chǎn)值X1應(yīng)與地區(qū)教育支出的相關(guān)性最強(qiáng)。所以以Y=a+bX為基本的模型得
Y=254.7016+0.0235X1
(5.9114)(16.0706)
R2=0.8990 R2=0.8956
2.將其余的變量逐個(gè)引入模型,估計(jì)結(jié)果列入下表。
a)加入年末人口數(shù)量X2,對Y關(guān)于X1、X2作最小二乘回歸得
Y=165.7955+0.01504X1+0.06496
(4.4697)(7.2832)(4.8651)
R2=0.9453 R2=0.9414
可以看出,加入X2后,擬合優(yōu)度均有所增加,參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)也正確,并沒有影響X1系數(shù)的顯著性,所以模型中保留X2。
b)加入財(cái)政收入X3,對X1、X2、X3作最小二乘回歸得
Y=114.1774+0.00112X1+0.09151X2+0.09595X3
(3.7255)(0.3482)(7.7565)(4.5359)
R2=0.96895 R2=0.9655
可以看出,在加入X3后,擬合優(yōu)度雖然提高了,但卻影響X1系數(shù)的顯著性,所以在模型中略去X3。
c)加入是否為西部地區(qū)X4,對Y關(guān)于X1、X2、X4作最小二乘回歸
Y=111.0402+0.01642X1+0.0629X2+82.0042X4
(2.3837)(7.7326)(4.8812)(1.8253)
R2=0.9513 R2=0.9459 F=175.8144
可以看出,加入X4后,擬合優(yōu)度提高但X4沒有通過t檢驗(yàn),所以模型中略去X4。
經(jīng)過以上的逐步檢驗(yàn)過程,最終確定影響地區(qū)教育支出函數(shù)為:
Y=165.7955+0.01504X1+0.06496X2
(4.4697)(7.2832)(4.8651)
R2=0.9453 R2=0.9414 DW=1.4593 F=241.9096
統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)
判定系數(shù)R2=0.9453接近與1,擬合優(yōu)度較高
F檢驗(yàn):F=241.9096大于臨界值2.74,說明模型線性顯著。
T檢驗(yàn):X1、X2的t值大于臨界值2.056,表明地區(qū)總產(chǎn)值、年末人口數(shù)量對地區(qū)教育支出有顯著影響
(二)異方差檢驗(yàn)
使用White檢驗(yàn)法(交叉檢驗(yàn))檢驗(yàn)異方差性
因?yàn)樵陲@著性水平0.05情況下,TR2=0.0274*31=0.8498< X20.05,接受原假設(shè),所以得出結(jié)論該回歸模型不存在異方差。
(三)自相關(guān)檢驗(yàn)
給定顯著性水平a=0.05,查DW表可得,當(dāng)n=31,k=3時(shí),得下限值dL=1.229,上限值dU=1.650;因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為1.4593,取值在(dL,du)之間,無法判斷ut是否存在一階自相關(guān)。
所以選用LM檢驗(yàn)繼續(xù)檢驗(yàn),可得:P=0.3905值較大,應(yīng)該接受原假設(shè),所以模型不存在自相關(guān)。
四、結(jié)論
由于經(jīng)過多重共線性、自相關(guān)、異方差的補(bǔ)救和檢驗(yàn)可得模型為:
Y=165.7955+0.01504X1+0.06496X2
(4.4697)(7.2832)(4.8651)
R2=0.9453 R2=0.9414 DW=1.4593 F=241.9096
根據(jù)對眾多變量分析的結(jié)果,我們發(fā)現(xiàn)在2016年影響各地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)支出的主要因素有兩個(gè):地區(qū)生產(chǎn)總值和年末人口數(shù)量,兩個(gè)因素均與教經(jīng)費(fèi)支出成正相關(guān)。通過本模型的實(shí)證分析,結(jié)合有關(guān)資料,我們可以知道,近年來在國家政策和資金的支持下,我國西部地區(qū)教育經(jīng)費(fèi)的投入和使用有了大幅度的增加,雖然西部許多省市教育經(jīng)費(fèi)支出水平還較低,但已經(jīng)不構(gòu)成影響教育經(jīng)費(fèi)投入的顯著因素。
五、建議
從本文驗(yàn)證所得結(jié)論也可以看出,各地區(qū)生產(chǎn)總值的提高對教育經(jīng)費(fèi)支出有較大的推動(dòng)作用,因此各地方政府要切實(shí)加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)建設(shè),推動(dòng)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展,以經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶動(dòng)教育事業(yè)發(fā)展。其次,隨著近年來二胎政策的開放,作為顯著影響變量的各地區(qū)人口數(shù)量也相應(yīng)增加,所以為保證教育事業(yè)的穩(wěn)定快速發(fā)展,推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)水平的提高,中央及各級(jí)地方政府應(yīng)當(dāng)加大教育用支出預(yù)算,保證資金充足,特別是教育欠發(fā)達(dá)的省市和農(nóng)村地區(qū),政府更應(yīng)當(dāng)給與大力的資金和政策支持,保證我國教育水平整體提高。
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