高等教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)影響實(shí)證研究
——以湖南為例

經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展依靠的是人，高素質(zhì)人力資本的形成主要靠高等教育，高等教育投入對(duì)教育的發(fā)展起著關(guān)鍵作用。湖南作為中部欠發(fā)達(dá)地區(qū)、教育中等發(fā)達(dá)省份，教育經(jīng)費(fèi)不足，屬普遍現(xiàn)象，研究湖南高等教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，對(duì)推動(dòng)湖南經(jīng)濟(jì)的快速、持續(xù)發(fā)展具有重要意義與理論價(jià)值。

一、 理論綜述

Solow(1957)提出了除傳統(tǒng)二類要素外應(yīng)還存在技術(shù)進(jìn)步因素；Becker建立了以勞動(dòng)要素分析為中心的人力資本理論；Schultz(1963)通過觀察美國1929～1957年時(shí)間序列分析得出美國教育投資平均收益率為17.3%，對(duì)國民收入增長貢獻(xiàn)為3.3；Denison運(yùn)用因素分析法估算出教育對(duì)收入增長的貢獻(xiàn)達(dá)35%；李博(2012)認(rèn)為教育經(jīng)費(fèi)投入、師資投入、在校生投入均對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生顯著積極影響。吳雨桐(2014)分析教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間有顯性協(xié)整關(guān)系且互為因果；方寶(2015)發(fā)現(xiàn)我國教育經(jīng)費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平宏觀上基本協(xié)調(diào)、中觀上部分錯(cuò)位。從國內(nèi)研究看，不同學(xué)者選擇的時(shí)間段大致重合，但結(jié)果卻差異明顯，說明除了測(cè)算方法不同外，還受到所選模型設(shè)定誤差的影響，簡單用靜態(tài)模型模擬一個(gè)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)，難以描述經(jīng)濟(jì)增長與教育投入之間的關(guān)系。

二、 湖南高等教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀

1.教育投入隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展逐步增加，但相對(duì)落后

從表2-1中，湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展、高等教育經(jīng)費(fèi)投入年均增速分為16%、12%，以2008年為分界點(diǎn)，第一是2008年之前教育投入快速增加階段，在2005年、2008年有明顯下滑；第二是2009年至今的緩步增長。總體上教育投入增速落后于經(jīng)濟(jì)增長。

表2-1 2004 —2014 年湖南省教育投入、GDP增長分析

2.教育投入占GDP比重遠(yuǎn)未達(dá)標(biāo)

1998-2015年湖南省教育經(jīng)費(fèi)投入占GDP比重年均2.81%，距中央提出的4%基本目標(biāo)差距大。

三、模型設(shè)計(jì)及數(shù)據(jù)來源

為準(zhǔn)確描述二者的相互作用，本文在2014年研究基礎(chǔ)上，根據(jù)C-D函數(shù)，選擇資本和勞動(dòng)力為控制變量，建立以下非線性回歸模型為：

(1)

其中，Yt表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平GDP以湖南生產(chǎn)總值表示，D為時(shí)間虛擬變量，Kt表示資本投入量以湖南固定資本形成總額表示，Lt表示勞動(dòng)投入量以湖南從業(yè)人員數(shù)表示，Et表示高等教育經(jīng)費(fèi)投入量以湖南地方高等學(xué)校教育經(jīng)費(fèi)投入衡量，A代表固定變量即科技進(jìn)步，α、β、γ為分別代表資本、勞動(dòng)力和高等教育投入的產(chǎn)出彈性系數(shù)，λ為時(shí)間影響系數(shù)，i為虛擬變量個(gè)數(shù)。我國高等教育投入改革經(jīng)歷了三個(gè)階段，分別是1949-1979年、1980-1998年和1999-至今，由此來設(shè)定2個(gè)時(shí)間虛擬變量如下：

對(duì)公式1等式兩邊取自然對(duì)數(shù)，可得：

LnYt=LnA(t)+aLnKt+bLnLt+gLnEt+liDit+et

(2)

隨著時(shí)間的推移，技術(shù)越先進(jìn)，設(shè)LnA(t)=A(0)+bt，

為消除技術(shù)變量影響，得到一階差分方程：

DLnY=b+aDLnK+bDLnL+gDLnE+liDi+m

(3)

考慮通貨膨脹，GDP、K和E折算為以1978年為基期的不變價(jià)格經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

樣本期間：1978-2014年，數(shù)據(jù)處理軟件：Eviews 7.2

四、實(shí)證分析

(一)相關(guān)性分析

湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展與高等教育投入、資本和勞動(dòng)力的相關(guān)系數(shù)分別為0.9863，0.9534和0.9738，說明四者高度相關(guān)。

(二)單位根檢驗(yàn)

由表4-1可知，變量LnY的一階差分在1%顯著性水平上的臨界值為-3.633，在5%的顯著性水平上的臨界值為-2.948，均小于ADF-1.833，則不能拒絕原假設(shè)，說明序列△LnY是非平穩(wěn)的。同理，△LnE、△LnK 和△LnL 在1%和5%水平上非平穩(wěn)。變量二階差分△2LnY、△2LnE、△2LnK和△2LnL，這4個(gè)變量的ADF檢驗(yàn)值無論在5%還是1%的顯著性水平下均小于臨界值，因此△LnY、△LnE、△LnK和△LnL之間的線性組合存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表4-1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三)建立VAR模型

△LnY、△LnE、△LnK和△LnL為二階單整序列，滿足VAR模型的前提。當(dāng)湖南高等教育投入與經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)滯后期為4，同時(shí)HQ、LR、AIC、SC及FPE五個(gè)準(zhǔn)則檢驗(yàn)達(dá)到最佳數(shù)值，故湖南模型各個(gè)變量間的最佳滯后期為4。

(四)協(xié)整分析

采用最大特征根檢驗(yàn)，顯示最大特征根均大于顯著性水平5%臨界值，跡檢驗(yàn)結(jié)果顯示至少有三個(gè)協(xié)整關(guān)系，說明LnY、LnE、LnK和LnL之間具有長期均衡關(guān)系。

表4-2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果(最大特征根檢驗(yàn))

五、高等教育投入對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)影響分析

(一)長期均衡關(guān)系

通過對(duì)各數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)四個(gè)變量原序列和一階差分均具有單位根，非平穩(wěn)的，經(jīng)過二階差分后，四個(gè)變量平穩(wěn)通過協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)因變量能被自變量的線性組合解釋，兩者之間存在長期均衡關(guān)系。本研究在長期均衡模型中添加時(shí)間虛擬變量，運(yùn)用Eviews使用普通最小二乘法(OLS)對(duì)模型(3)進(jìn)行回歸分析，得到湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展與投入要素間的動(dòng)態(tài)回歸方程為：

DLnGDP=13.725+0.133DLnE+0.271DLnK+0.629DLnL+0.205D1+0.078D2

t (10.267) (2.490) (2.262) (2.430) (2.134)

p值 (0.000) (0.019) (0.040) (0.027) (0.041)

R2=0.987F=431.193 DW=2.302

從結(jié)果看到：顯著性水平5%情況下，各解釋變量t值均大于臨界值，且P值均小于5%，各解釋變量顯著，說明E、K、L和時(shí)間虛擬變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響顯著。R2為0.987，湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展變動(dòng)的98%可用4個(gè)影響因素解釋。F值431.19大于臨界值F0.05(5,30)=2.69，且P值趨于0，通過F檢驗(yàn)。DW值2.302表明方程不存在自相關(guān)。動(dòng)態(tài)系數(shù)均為正數(shù)說明解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向拉動(dòng)作用，高等教育經(jīng)費(fèi)投入、資本、勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性系數(shù)分別為0.133，0.271和0.629，教育對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)低于勞動(dòng)力和資本。

(二)動(dòng)態(tài)影響檢驗(yàn)

原假設(shè)：時(shí)間效應(yīng)li=0

運(yùn)用普通最小二乘數(shù)對(duì)不含時(shí)間虛擬變量模型進(jìn)行回歸分析，得到誤差平方和為656.507，自由度是N-K-1，即32。而含有時(shí)間因素的動(dòng)態(tài)模型的誤差平方和為434.653，其自由度為N-K-1-虛擬變量個(gè)數(shù)，即30，構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量：

在5%水平下，F(xiàn)值為14.47，F(xiàn)0.05(2,30)=3.14，14.47大于3.14，時(shí)間影響通過了F檢驗(yàn)，說明在分析投入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響中加入時(shí)間虛擬變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析是必要的。

六、高等教育投入對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率

根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)模型，高等教育投入的平均貢獻(xiàn)率=教育投入的平均增長率*教育投入的產(chǎn)出彈性/GDP的平均增長率*100%。

計(jì)算結(jié)果如下：

1978-2014年經(jīng)濟(jì)發(fā)展的平均增長率

高等教育投入年均增長率e=19.14%；

資本年均增長率k=19.14%；

勞動(dòng)力年均增長率l=1.63%。

根據(jù)索絡(luò)增長速度方程得到教育投入、資本、勞動(dòng)力和科技進(jìn)步對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率分別為：

EE=ge/g=0.133*19.14%/15.59%*100%=16.33%

EK=ak/g=0.271*19.14%/15.59%*100%=33.27%

EL=bl/g=0.629*1.63%/15.59%*100%=6.58%

EA=(g-ge-ak-bl)/g=43.82%

在對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率上，教育投入僅高于勞動(dòng)力要素，低于資本投入和技術(shù)進(jìn)步因素。

七、 Granger因果檢驗(yàn)分析

見表7-1，5%顯著性水平下，滯后1期到3期，二者之間只有單向因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展是高等教育投入增加的原因；滯后4期起，湖南高等教育投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在雙向的因果關(guān)系，二者相互促進(jìn)、相互制約。

表7-1 因果關(guān)系檢驗(yàn)

也與前面的確定VRA模型的最佳滯后期為4期相符。

八、結(jié)論及政策建議

湖南省高等教育每增長1%將會(huì)促進(jìn)GDP增長0.217%，對(duì)湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度16.33%，低于資本和勞動(dòng)力要素，教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率偏低。短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的程度決定了教育投入的多少，在滯后4期滯教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響開始顯現(xiàn)。

由于湖南省教育投入長期不足，遠(yuǎn)未達(dá)到4%的要求，同時(shí)過度依賴國家財(cái)政投入，導(dǎo)致教育作為提高人力資本存量和加速技術(shù)進(jìn)步的主要途徑和手段，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在湖南省沒有得到充分發(fā)揮。因此加大高等教育經(jīng)費(fèi)投入，仍是要以經(jīng)濟(jì)增長為前提，通過促進(jìn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整及升級(jí)，協(xié)調(diào)好高等教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。當(dāng)然，為了保證教育投入的穩(wěn)定增加，在財(cái)政極為有限的情況下，湖南政府應(yīng)當(dāng)調(diào)整財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，統(tǒng)籌各項(xiàng)收入，優(yōu)先保障教育財(cái)政支出重點(diǎn)領(lǐng)域。

(長沙民政職業(yè)技術(shù)學(xué)院，湖南 長沙 414007)