我國教育資源集聚收斂及其對區(qū)域經(jīng)濟的影響*

方蔚瓊 魏國江

一、文獻回顧

教育因?qū)θ肆Y源的積極效應與知識溢出效應成為現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展的重要條件。教育資源主要包括物力、人力和財力資源(顧明遠，1998)，教育資源的豐富程度從多方面影響區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展(OECD，2012)?，F(xiàn)代產(chǎn)品復雜度不斷提高，需要通過教育提升勞動者技能，教育現(xiàn)狀直接影響經(jīng)濟融入全球價值鏈的可能性與融入程度。

對教育資源分布的研究主要從教育公平和教育資源集聚角度進行理論與實證分析。Rodríguez-Pose和Tselios(2010)、López等(1998)、Sauer和Zagler(2014)分別用西歐、亞洲和拉丁美洲的面板數(shù)據(jù)研究教育公平與經(jīng)濟增長間的關系，但結論不同。Pose和Tselios(2010)、López等(1998)提出由于經(jīng)濟刺激與競爭效應，教育不平等對經(jīng)濟的促進作用比教育均等化更顯著，所以教育均等化與經(jīng)濟增長存在負相關；Sauer和Zagler(2014)認為教育發(fā)展不同階段對經(jīng)濟的促進作用不同，在教育水平低時，教育不公平可以促進經(jīng)濟發(fā)展，但教育水平高時則要通過教育公平來保證經(jīng)濟增長。眾多研究均認為教育公平對經(jīng)濟增長具有促進作用，但對區(qū)域增長存在滯后效應。除了研究區(qū)域的教育資源公平外，還有學者從性別視角研究教育公平問題，認為性別教育公平可以促進經(jīng)濟發(fā)展(Knowles et al.，2002；Stephan，2002)。

國內(nèi)學者對我國教育公平與經(jīng)濟增長關系的實證研究多認為，從長期看教育公平對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用(許長青和周麗萍，2017)；從人力資本的形成角度進行考察，發(fā)現(xiàn)教育不公平阻礙了人力資本形成并最終影響經(jīng)濟增長(楊俊和李雪松，2007)；從全要素生產(chǎn)率角度考察，全國樣本的教育不平等對全要素生產(chǎn)率增長具有顯著的負向影響(肖志勇和魏下海，2010)；從教育資源公平與經(jīng)濟發(fā)展的耦合協(xié)調(diào)機制的角度出發(fā)，運用熵值法測度教育資源公平及經(jīng)濟發(fā)展水平，發(fā)現(xiàn)云南省教育資源與經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向關系(戢曉峰等，2019)?？傮w上看，我國學者均認為教育公平對經(jīng)濟發(fā)展具有積極作用。但也有研究從不同教育階段出發(fā)，發(fā)現(xiàn)教育公平程度和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈倒“U”型關系，并且教育公平可以促進經(jīng)濟增長(王家齊和閔維方，2021)。

已有研究對教育公平的衡量多采用基尼系數(shù)法，不能動態(tài)地反映教育資源的分布與變化。在新古典經(jīng)濟學中收斂是重要的研究內(nèi)容，也是研究地區(qū)差距的重要方法。Barro 和 Sala-i-Martin(1991，1992)提出落后區(qū)域可以利用后發(fā)優(yōu)勢加快發(fā)展速度從而實現(xiàn)追趕，這種現(xiàn)象即為β收斂。Quah(1996)根據(jù)研究中的證據(jù)提出“趨同俱樂部”概念，提出俱樂部收斂。β收斂在實證研究中應用較多，Berthelemy和Varoudakis(1996)引入絕對收斂模型；Mathur(2005)構建了基于人均 GDP的條件β收斂方程，采用 1961～2001年東亞和南亞地區(qū)的數(shù)據(jù)檢驗了“條件收斂假說”。采用面板模型研究收斂問題在我國有較多的研究成果，王家庭等(2016)通過利用2011～2013年全國31個省(區(qū)、市)的面板數(shù)據(jù)實證檢驗了區(qū)域高等教育資源集聚對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響；程銳(2019)從所有制結構和產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚視角,基于2003～2015年省際面板數(shù)據(jù)，利用門檻模型實證檢驗了高等教育資源分布對經(jīng)濟增長的非線性門檻效應。

目前采用集聚與收斂方法研究中國教育資源分布的學者較少，多數(shù)只研究教育資源的某個階段或類型，關于教育資源集聚對經(jīng)濟發(fā)展的作用分析不足。張淑翠和張永(2012)借助空間計量方法對我國城鄉(xiāng)義務教育資源配置收斂效應進行實證分析；夏焰和崔玉平(2014)基于普通高等學校生均事業(yè)經(jīng)費支出數(shù)據(jù)，檢驗省際高教經(jīng)費支出的收斂與空間依賴效應。劉寧寧(2019)對城市高等教育資源集聚進行分析，指出我國高等教育資源整體呈現(xiàn)向西南、西北地區(qū)擴散的趨勢。

上述研究對教育資源尤其是高等教育資源的空間分布和優(yōu)化配置方面作出了積極探討，但在教育資源集聚對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展作用方面的研究存在明顯不足，成果都是基于教育某一方面的研究，沒有對教育資源的總體狀況進行綜合衡量。近年來我國強調(diào)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，促進了區(qū)域教育資源均衡，深入研究我國教育資源的分布及其對經(jīng)濟發(fā)展的作用，可為促進區(qū)域均衡發(fā)展、實現(xiàn)共同富裕提供重要參考。

二、我國教育資源分布概況

教育資源包括與教育相關的人力、物力和財力，人力資源包括從事教育的人力資源和受教育者人力資源兩部分；物力資源包括學校運行中的固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)；財力資源包括教育投入的各種資金，通常情況下財力資源會轉(zhuǎn)化為物力資源或人力資源。對教育公平的研究大多都采用人均教育經(jīng)費作為主要衡量指標，忽略了其他因素如人力資源狀況，本文主要采用教育者、受教育者人力資源和財力資源衡量教育資源總量。我國目前實行九年制義務教育，中小學教育是全覆蓋，只與地方生源相關，并不能衡量教育資源差異，所以本文分別選擇非義務教育階段的高中教育、中等職業(yè)教育和高等教育每萬人招生數(shù)和教職工人數(shù)衡量各類教育的人力資源狀況，采用人均教育經(jīng)費衡量財力資源狀況。

本文采用拓展的線性比例法對指標進行標準化處理，如式(1)所示：

(1)

其中，EDU為變換后的教育指標，edu為教育指標的絕對值，t為時間(1998～2019年)，i為我國31個省份。(1)由于本文內(nèi)容涉及大量省級數(shù)據(jù)，為行文及閱讀方便，此處及下文省份均指省(區(qū)、市)。本文研究不包括香港、澳門和臺灣地區(qū)。然后用熵權法進行權重分配，最后求和得到各類教育資源綜合指標。

具體過程為：先對決策矩陣X=(xij)mx按式(1)進行標準化歸一處理，然后計算第j個指標的熵值，如式(2)所示：

(2)

計算第j項指標的差異系數(shù)，如式(3)所示：

gj=1-ej(1≤j≤m)

(3)

確定指標權重，計算第j項指標的權重，如式(4)所示：

(4)

加權后的高等教育資源指標如式(5)所示：

hire=EDUnos×ωnos+EDUnot×ωnot

(5)

其中，hire為區(qū)域高等教育資源，EDUnos為高校招生數(shù)，EDUnot為高校教職工數(shù),ωnos和ωnot分別為高校招生數(shù)和教職工數(shù)的權重。同理計算可得高中教育資源(hist)和中等職業(yè)教育資源(mire)。本文把教育資源分為人力資源(hue)和財力資源(fe)兩部分，人力資源由高等教育資源、高中教育資源和中等職業(yè)教育資源之和構成，如式(6)所示：

(6)

其中，hue為區(qū)域教育人力資源。區(qū)域教育資源(te)由教育人力資源和財力資源之和構成，如式(7)所示：

te=hue×ωj+fe×ωj

(7)

其中，fe為教育的財力資源，以拓展的線性比例法的標準化人均教育經(jīng)費衡量；ωj分別為各類教育資源的權重。由于歷史性原因及區(qū)域人口結構問題，我國各地的教育資源存在差異，北京、天津、成都、西安、武漢、南京、上海等地的教育發(fā)展相對較好，我國形成了教育資源多中心的典型 “寡頭型”集聚式分布特征(劉寧寧，2019)。但隨著我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展及國家教育中長期戰(zhàn)略規(guī)劃的實施，各地教育資源不斷優(yōu)化，總體上呈現(xiàn)教育資源均衡化趨勢。

我們根據(jù)31個省份的各類教育資源綜合平均指標繪制圖1至圖4。從圖1中可以發(fā)現(xiàn)，我國高等教育資源差距不斷縮小，整體上看傳統(tǒng)的高等教育強省仍然占有一定優(yōu)勢。北京在我國高等教育中具有絕對的優(yōu)勢，指標遠遠高于其他省份；天津、上海和重慶三個直轄市高等教育相對較好；陜西和吉林屬于傳統(tǒng)的高等教育強省，且人口增長緩慢，所以人均值靠前；高等教育較落后的青海、西藏、云南、新疆與內(nèi)蒙古等地近二十年有了較大提高，高等教育綜合指標提高了近1倍，但在全國仍較落后；廣東是我國人口流入大省，雖然高等教育規(guī)模大幅提升，但人均水平在全國排名靠后。

圖1 1998～2019年我國排名前6位和后6位省份的高等教育資源

我國中等職業(yè)教育資源比高等教育分化更明顯(見圖2)。由于原來的教育強省開始向更高層次教育發(fā)展，中等職業(yè)教育規(guī)模大幅下滑，而原來中等職業(yè)教育落后區(qū)域教育規(guī)模則不斷提升。中等職業(yè)教育于2008年左右進入高低調(diào)整交叉區(qū)，而后繼續(xù)調(diào)整，分化趨勢不斷加強。北京、上海和天津等地教育層次不斷提升，中等職業(yè)教育規(guī)模大幅下降，北京中等學校每萬人招生數(shù)由1998年的30.4人下降到2019年的7.56人，成為中等學校招生最低區(qū)域；而廣西、海南、河北和青海等地的中等職業(yè)教育發(fā)展最快，成為我國中等職業(yè)教育資源較豐富區(qū)域。

圖2 1998～2019年我國排名前6位和后6位省份的中等職業(yè)教育資源

高中教育資源同樣也出現(xiàn)了較大轉(zhuǎn)變(見圖3)。上海、天津和黑龍江等地高中教育資源不斷萎縮。貴州、海南和青海等地的高中教育資源則出現(xiàn)提升趨勢，其中貴州和海南最為明顯，2019年躍升為我國前兩名的省份。江西、山西和新疆等地的高中教育基本穩(wěn)定，只有較小幅度提升。我國高中教育資源的分化主要是由人口流動、年齡結構等原因?qū)е碌?。流入人口較多區(qū)域的高中教育萎縮的主要原因是流入人員多為青壯年就業(yè)人員，高中適齡人口比重低，導致生源占比降低。近年來，黑龍江流出人口較多，且多為青壯年，一方面是短期外出就業(yè)，另一方面是舉家遷移從而使高中生比例下降。而中西部高中教育資源提升是因為教育規(guī)模和質(zhì)量不斷提高，高中教育資源不斷增加。

圖3 1998～2019年我國排名前6位和后6位省份的高中教育資源

人均教育經(jīng)費的變化與人均GDP高度相關，近年來，我國人均教育經(jīng)費不斷提高，但絕對值分化越來越顯著(見圖4)，極差由1998年的758元上升到2019年的6628元，表明各地教育財力差距逐漸拉大。西部地區(qū)人均教育經(jīng)費因國家扶持而有大幅提升，而中部和東部地區(qū)人均教育經(jīng)費提升不顯著，但東部地區(qū)前期教育經(jīng)費高，所以我國教育資源總體上形成“兩端高、中間低”的分布。1998年人均教育經(jīng)費最高的省份分別為北京(936.8元)、上海(833.3元)和天津(452.6元)；最低的省份分別為貴州(81.79元)、江西(113.24元)和四川(123.63元)。2019年人均教育經(jīng)費最高的省份分別為西藏(9196元)、北京(7987元)和上海(7027元)；最低的省份分別為黑龍江(2567元)、遼寧(2842元)和河北(2897元)。

目前我國教育資源總體上呈現(xiàn)“兩端高、中間低”的分布特征。原來的教育強省在一定程度上還繼續(xù)保留著教育強省的地位，而西部地區(qū)，尤其是少數(shù)民族地區(qū)在中央的支持政策下教育資源大幅提升，新疆、西藏、青海等地的教育資源大幅改善，部分地區(qū)已經(jīng)處于全國較前位置。而我國中部地區(qū)和東北地區(qū)因人口基數(shù)大，且經(jīng)濟發(fā)展動力不足使得教育資源相對缺乏。我國教育資源分布特征是教育發(fā)展較好省份依然保持較強的優(yōu)勢，西部省份由于中央的支持一躍成為教育資源較充足區(qū)域，而中部地區(qū)的省份由于人口與經(jīng)濟原因反而成為教育資源相對落后區(qū)域。

圖4 1998～2019年我國排名前6位和后6位省份的人均教育經(jīng)費

三、我國教育資源空間集聚與收斂檢驗

(一)教育資源集聚測度

(8)

其中，S2為樣本方差，wij為空間權重矩陣的(i,j)元素i區(qū)到j區(qū)的距離。莫蘭指數(shù)值一般在-1～1之間，大于0為正自相關，小于0表示負相關，絕對值越大表示相關性越強。

空間權重矩陣通常有空間經(jīng)濟矩陣、空間鄰接矩陣和空間距離矩陣，本文認為空間距離直接影響了人口的流動，所以本文中各區(qū)域間的距離使用地理距離空間權重矩陣，采用省會城市直線距離平方倒數(shù)，如式(9)所示：

(9)

其中,d為區(qū)域i省會到區(qū)域j省會的直線距離。

本文教育資源數(shù)據(jù)均來自1998～2020年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國教育統(tǒng)計年鑒》。因為人均教育經(jīng)費采用人民幣計量，為了消除價格變動的影響，文中人均教育經(jīng)費以初始年為基期,用消費價格指數(shù)與生產(chǎn)價格指數(shù)各占50%進行平減。教育資源莫蘭指數(shù)如圖5所示。

圖5 1998～2019年我國教育資源集聚的莫蘭指數(shù)

數(shù)據(jù)顯示，隨著我國教育改革與區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施，高等教育資源集聚呈先上升后趨緩走勢，高等教育集聚指數(shù)2005年以后不斷下降，由最高值0.862下降到2019年的0.589。但我國高等教育仍然高度集聚，一方面，因為我國各地高等教育基礎存在較大差距，北京、上海等地的優(yōu)質(zhì)高等教育資源集聚趨勢仍然明顯；另一方面，各地的高等教育類型與規(guī)模基本趨同，但人口基數(shù)差異較大，人均高等教育資源非均衡性特點明顯。教育經(jīng)費因為與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展高度相關，加之我國要求教育經(jīng)費開支占GDP的4%，所以1998～2015年人均教育經(jīng)費的集聚程度都較高，均維持在0.4以上。2015年以后國家加大對西部及少數(shù)民族地區(qū)教育發(fā)展的支持力度，這使集聚指數(shù)開始快速下降，2018年已下降到0.165，集聚趨勢最弱。高中教育和中等職業(yè)教育的集聚程度則出現(xiàn)先下降后上升的“U”型趨勢，這種特征不是因為教育資源集聚程度的提高，而是由于各區(qū)域教育適齡人數(shù)的變化。北京、天津等地由于人口年齡結構的變化，尤其畢業(yè)后到北京工作的年輕人占比高，高中適齡生源較少，所以高中教育資源下降，而原來高中教育資源貧乏的省份，因生源擴張和教育發(fā)展導致高中教育資源集聚。中等職業(yè)教育曾是我國優(yōu)質(zhì)教育資源，但20世紀90年代末期隨著我國大力發(fā)展高等教育，原來中等職業(yè)教育發(fā)展較好的省份開始萎縮，集聚指數(shù)迅速下降，由1998年的0.933迅速下降到2012年的0.078。但隨著我國不斷推動職業(yè)教育發(fā)展，原來教育資源匱乏區(qū)域的中等職業(yè)教育資源迅速擴張，集聚指數(shù)開始上升，2019年上升到0.303。

(二)教育集聚收斂的模型設定

為了更準確地分析我國教育資源的分布變化，本文采用收斂模型對我國教育資源變化進行測度。收斂是指各主體變量差距趨于縮小的趨勢，研究收斂性的主要指標有α收斂、β收斂與俱樂部收斂三種。α收斂主要分析各主體指標的離差值趨于下降的趨勢，多數(shù)采用指標值與平均數(shù)差的變化趨勢；β收斂主要研究不同主體的數(shù)據(jù)指標隨時間而均等化的過程，并根據(jù)相應附加條件分為絕對收斂與條件收斂；俱樂部收斂主要把研究主體進行聚類，然后研究類似主體間不同收斂趨勢。β收斂在實證研究中應用較多，可以動態(tài)反映不同主體間的變化趨勢，所以本文采用β收斂模型測算中國教育資源的變化，基本模型設定為：

G=α+βE+ε

(10)

其中，E為教育資源指標，分別為熵權法得到的高等教育、高中教育和中等職業(yè)教育的人力資源和人均教育經(jīng)費；G為各省份教育資源增長衡量指標。本文以三類教育的招生數(shù)和教職工數(shù)衡量教育人力資源狀況，以人均教育經(jīng)費衡量教育資源的財力狀況，以兩者之和衡量區(qū)域教育資源總體狀況。β收斂以一定時間段為比較周期分析周期內(nèi)各區(qū)域變量的變化趨勢，為了更好地研究教育資源分布狀況，以5年時間為滾動單位，把1998～2019年分為17個時間段對各省份的教育資源收斂進行分析，具體模型如式(11)所示：

(Eit+5/Eit)/5=α+βEit+μii=1,2,3,…,31

(11)

其中， (Eit+5/Eit)為教育資源的年均增長值，α和β為待估參數(shù)，μ為誤差項。

(三)實證結果

本文分別對教育的人力資源、財力資源及兩者之和構成的總體教育資源收斂進行分析，具體結果如圖6所示。從結果看，中國教育資源收斂系數(shù)多數(shù)年份為負，表明近年一直處于收斂狀態(tài)，總體的收斂速度呈“U”型。衡量教育財力資源的經(jīng)費在1998～2003年這一周期為擴散階段, 1999～2004年這一周期下降為-0.12,出現(xiàn)收斂趨勢,之后雖于2000～2005年這一周期轉(zhuǎn)為正值,有小幅擴散,但總體上至2007～2012年這一周期都處于加速收斂狀態(tài)，而后收斂減速，2010～2015年這一周期后收斂速度平穩(wěn)趨緩。教育人力資源的收斂速度比財力資源收斂速度平緩，2002～2007年這一周期后出現(xiàn)拐點，收斂速度變慢?？傮w收斂與教育人力資源具有相同趨勢，2002～2007年這一周期后出現(xiàn)拐點，收斂速度下降，2010～2015年這一周期出現(xiàn)擴大趨勢，可能的原因是2008年的全球金融危機使各地經(jīng)濟出現(xiàn)較大差異，2010年后由于我國加大了對經(jīng)濟的刺激，導致各地的差異開始分化，收斂速度下降，教育分化現(xiàn)象突出。

圖6 近年來我國教育資源收斂趨勢

總體上看，2010～2015年這一周期之后，我國教育資源的收斂走勢趨緩，人力資源大致維持在-0.5水平，而財力資源收斂保持在-0.2水平，表明人力資源收斂快于財力收斂，而基于各地經(jīng)濟發(fā)展水平的教育財力差異成為我國教育資源差距的主要原因。近年來由于東部地區(qū)公共服務均等化較好，具有虹吸效應，對中國教育均衡發(fā)展造成一定影響(袁占亭，2019)。

四、教育資源集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響

教育資源可以為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展培養(yǎng)足夠的人力資源，而且教育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也能帶動其他產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展，所以教育資源對區(qū)域發(fā)展具有人才效應與促進消費的乘數(shù)效應。教育與經(jīng)濟發(fā)展具有高度的相關性，2021年人均GDP與擁有大學以上學歷的人口比例兩項指標在全國排名前十位的城市如北京、上海、南京、武漢和杭州都是創(chuàng)新力較強、經(jīng)濟質(zhì)量較高的城市，充分說明了教育與經(jīng)濟的雙向促進關系。

目前多數(shù)的相關研究成果均認為教育對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用(劉洋溪和劉甘雨，2020)，甚至超過了物質(zhì)資本的作用(盧旺，2020)；也有人提出教育是造成區(qū)域經(jīng)濟差異的主要原因(張鼎權，2019)，而且教育資源存在空間溢出效應(王敏和王青，2017)。人們更多強調(diào)高等教育對人才與經(jīng)濟的促進作用，但不同專業(yè)作用不同，所以要優(yōu)化專業(yè)結構(邸俊鵬和孫百才，2014)。多數(shù)學者在研究中發(fā)現(xiàn)教育資源集聚與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)倒“U”型關系(張立新，2013；王家齊和閔維方，2021)。但目前的研究多采用單一的教育資源，多數(shù)研究高等教育。為了驗證教育對經(jīng)濟的作用，本文把高等教育、中等職業(yè)教育、高中教育資源與人均教育經(jīng)費納入指標體系合并為區(qū)域教育資源，采用改進的線性比例法消除各類教育資源的異質(zhì)性，并用熵權法確立各類教育資源的權重。為了更清晰地分析教育資源對經(jīng)濟的作用，本文分別采用直接效應和調(diào)節(jié)效應模型進行分析，并使用分位數(shù)回歸測算不同的教育水平對經(jīng)濟影響的差異。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

(一)教育資源對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響

根據(jù)柯布·道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，生產(chǎn)要素是勞動力和資本，后來的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論提出技術是經(jīng)濟增長的持續(xù)動力，有學者把教育資源作為人力資源的重要影響因素納入研究框架(楊建芳等，2006)。本文把教育資源作為生產(chǎn)要素引入模型進行估計，如式(12)所示：

lnoutputit=C+αlnhumanit+βlninvestit+?eduit+μit

(12)

其中，output為經(jīng)濟產(chǎn)出，本文分別用GDP、工業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和服務業(yè)產(chǎn)值測算，human為區(qū)域人力資源總量，invest為資產(chǎn)形成總量，edu為教育資源，即高等教育、高中教育、中等職業(yè)教育與人均教育經(jīng)費四項加權之和。

為與經(jīng)典的經(jīng)濟學模型一致，本文同時采用調(diào)節(jié)效應模型估計教育資源對經(jīng)濟的促進作用。因為教育對經(jīng)濟的促進作用主要體現(xiàn)在人力資源上，所以本文采用人力資源與教育資源的乘積項作為調(diào)節(jié)變量以估計教育的作用，如式(13)所示：

lnoutputit=C+αlnhumanit+βlninvestit+?(lnhumanit×eduit)+μit

(13)

在對模型進行檢驗時，全部模型均適合個體固定效應，估計結果如表2所示。從表2中可以發(fā)現(xiàn)區(qū)域GDP增長的主要影響因素為人力資源，產(chǎn)出彈性為1.2左右，而資本彈性相對較低，產(chǎn)出彈性只有0.51左右，說明我國經(jīng)濟增長更多依靠智力因素，經(jīng)濟增長質(zhì)量較高。教育資源對經(jīng)濟增長具有積極的作用，單獨作為自變量時系數(shù)為0.080且在10%的水平上顯著，作為調(diào)節(jié)變量時系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著。從三次產(chǎn)業(yè)分析，人力資源與資本對服務業(yè)的產(chǎn)出彈性最高；其次為工業(yè)；農(nóng)業(yè)最低，人力資源的產(chǎn)出彈性為負，主要原因為我國近年人口大量從農(nóng)村向城鎮(zhèn)集中，人口增長多為非農(nóng)人員；投資對農(nóng)業(yè)的增長彈性為0.36左右，表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)出更多依靠資本，目前資本對農(nóng)業(yè)的促進作用仍然比較顯著。從直接效應看，教育資源對工業(yè)產(chǎn)出的作用最高，達0.452，對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的影響最低，為0.016，對服務業(yè)的影響系數(shù)為0.208，說明工業(yè)對人力資源的要求更高。從教育資源的調(diào)節(jié)作用看，教育資源對工業(yè)產(chǎn)出的影響最為顯著，乘積項的系數(shù)為0.053且在1%的水平上顯著，對服務業(yè)和農(nóng)業(yè)的影響系數(shù)分別為0.026和0.009，且對農(nóng)業(yè)影響不夠顯著。實證結果證實教育資源集聚對區(qū)域經(jīng)濟具有較強的帶動作用，可以有效促進區(qū)域經(jīng)濟增長，但對不同行業(yè)的作用存在差異，對工業(yè)的作用要遠遠高于服務業(yè)和農(nóng)業(yè)。

表2 教育資源集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響固定效應模型

為了進一步分析教育資源對經(jīng)濟發(fā)展的作用，本文對式(13)進行估計時采用時間固定效應測算教育資源作用隨時間的變化趨勢，結果如圖7所示。教育資源對GDP增長作用不斷提高，從2001年的0.025提升至2019年的0.699，表明教育資源在我國經(jīng)濟增長中具有重要意義。但教育資源對不同產(chǎn)業(yè)的促進作用卻不同。教育資源對工業(yè)的促進作用隨時間變化的波動較大，2004年之前變化較小，2004年后開始不斷升高，2011年達到0.2，期間只在2009年因為金融危機出現(xiàn)下降，但自2012年以后波動開始下降，主要原因是制造業(yè)的智能化水平不斷提高，對產(chǎn)業(yè)工人的技能要求下降。教育資源對服務業(yè)的促進作用變化最大且不斷提高，從2001年的0.067提升到2019年的1.263，在三次產(chǎn)業(yè)中的作用系數(shù)變化最顯著。教育資源對農(nóng)業(yè)作用系數(shù)的變化也呈現(xiàn)不斷提高的趨勢，2009年之前其作用變化為負值，因為教育發(fā)展，農(nóng)村年輕勞動力脫離農(nóng)業(yè)，2010年以后教育資源對農(nóng)業(yè)的作用為正，且不斷提升至2019年的0.23，表明我國農(nóng)業(yè)自2009年開始由傳統(tǒng)勞動密集型產(chǎn)業(yè)向知識密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變，科技水平不斷提高，教育資源的人才集聚效應對農(nóng)業(yè)有了重要促進作用?？傮w上看，隨著我國產(chǎn)業(yè)結構升級，教育資源對服務業(yè)的促進作用日漸顯現(xiàn)，教育是服務業(yè)的重要部分，教育產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展提高了服務業(yè)總量，同時促進居民消費升級；農(nóng)業(yè)發(fā)展步入集約化發(fā)展階段，教育為農(nóng)業(yè)發(fā)展提供智力因素。

圖7 教育資源集聚對我國GDP及不同產(chǎn)業(yè)影響的時間效應

(二)分位數(shù)回歸結果

由于已有的研究成果提出教育資源對經(jīng)濟發(fā)展的作用呈倒“U”型，本文繼續(xù)采用分位數(shù)回歸驗證不同教育發(fā)展水平對經(jīng)濟的作用。在上述回歸模型中考察的是均值回歸，分析的是條件期望的集中趨勢指標，不能考慮條件分布的非對稱性，分位數(shù)回歸把各變量按條件分位數(shù)對變量進行全面的認識，避免了極端值的影響(陳強，2017)。本文借鑒面板分位數(shù)回歸(Koenker，2004)檢驗了教育資源對經(jīng)濟增長的作用的差異影響，如式(14)所示：

(14)

其中，gdp為區(qū)域經(jīng)濟總量；edu為區(qū)域教育資源與人力資源的乘積項，用來測算教育資源對經(jīng)濟增長的調(diào)節(jié)效應；β是待估計的τ分位數(shù)系數(shù)，分位數(shù)回歸估計結果如表3所示。

表3 教育資源對GDP增長的調(diào)節(jié)作用的OLS估計與分位數(shù)回歸

由表3可見，OLS估計顯示人力資源是經(jīng)濟增長的主要因素，其次是資本，產(chǎn)出彈性分別為0.710和0.333。高等教育和人均教育經(jīng)費對區(qū)域經(jīng)濟增長具有較明顯的正向作用，高中教育和中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長作用不穩(wěn)定。分位數(shù)回歸的結果與OLS接近，但在不同分位數(shù)處有波動。(2)因篇幅有限，分位數(shù)的系數(shù)波動圖未能展示。若有需要，可聯(lián)系作者索取。

總體上看，人口對區(qū)域經(jīng)濟增長的彈性呈增長趨勢但波動較小，最低為0.5、最高為0.8，0.7分位數(shù)后人口對經(jīng)濟的作用迅速提升，表明人口在現(xiàn)代經(jīng)濟體系中具有重要作用，人口增長是經(jīng)濟發(fā)展的重要條件。資本的產(chǎn)出彈性從0.1分位數(shù)處開始緩慢上升，說明邊際貢獻存在遞增趨勢，但在0.7 分位數(shù)處彈性達到0.5后，資本的作用開始下降。教育資源對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用較為復雜。高等教育對區(qū)域經(jīng)濟有積極的促進效應，彈性基本維持在0.18左右，而且呈遞增趨勢，在0.8至0.9分位數(shù)之間達到峰值，主要原因是高等教育發(fā)展可以為區(qū)域提供足夠的技術支撐及知識型人力資源；高中教育和中等職業(yè)教育對經(jīng)濟的影響不顯著，高中教育僅在0.4至0.7分位數(shù)之間為正，因為本文的研究為短期分析，沒有考慮長期效果，短期內(nèi)高中教育和中等職業(yè)教育影響了可就業(yè)人力資源數(shù)量，所以導致產(chǎn)出減少，但數(shù)值均較低。而教育經(jīng)費對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響較明顯，且存在遞增趨勢，說明教育經(jīng)費可有效促進經(jīng)濟增長，一方面可以推動人力資源形成，另一方面教育經(jīng)費具有拉動經(jīng)濟增長的直接乘數(shù)效應。

五、結論與建議

實證研究可見我國各地教育資源具有集聚性。在全面貫徹新發(fā)展理念的背景下，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展效果顯著，教育資源集聚趨勢有所緩和，呈現(xiàn)收斂態(tài)勢。我國原來的教育弱省發(fā)展較快，尤其是西部地區(qū)的西藏、新疆、青海等地教育投入持續(xù)加大。教育資源集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長具有較強的促進作用，尤其高等教育可以有效提升區(qū)域人力資源數(shù)量和質(zhì)量。人均教育經(jīng)費對區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向作用，且存在遞增趨勢，說明教育投入的持續(xù)增長可以促進經(jīng)濟發(fā)展，一方面直接帶動服務業(yè)發(fā)展，另一方面可以通過教育的輻射與擴散效應促進人才集聚與產(chǎn)業(yè)發(fā)展。但目前我國教育資源仍不均衡，需要對中西部地區(qū)加大教育投入，促進區(qū)域教育優(yōu)先發(fā)展，為區(qū)域發(fā)展提供持續(xù)動力。

“十四五”期間教育要在均衡發(fā)展基礎上實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。首先，要提升中西部省份高等教育資源，適度控制教育資源集聚問題。各直轄市的教育資源相對豐富，尤其是高校招生規(guī)模具有一定的人才虹吸效應，影響了后發(fā)展區(qū)域的發(fā)展?jié)摿?。而且高等教育對區(qū)域經(jīng)濟增長具有較強的促進作用，通過高等教育發(fā)展可以帶動服務業(yè)集聚與人才質(zhì)量提升，能促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。其次，要提高中部地區(qū)人均教育經(jīng)費。較低的教育資源會影響人才培養(yǎng)與集聚、影響經(jīng)濟高質(zhì)量持續(xù)發(fā)展。最后，合理構建教育層次化發(fā)展格局。區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展背景下，義務教育要實現(xiàn)均等化，提高教育公平；中等職業(yè)教育與高等教育要兼顧需求導向與差異化發(fā)展，在滿足區(qū)域人才需求的基礎上加強高等教育質(zhì)量提升，建設世界科學高地，不斷開拓科技創(chuàng)新的廣度與深度。