我国教育财政支出与经济增长的实证分析.docx

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我国教育财政支出与经济增长的实证分析

我国教育财政支出与经济增长的实证分析

摘要：

近年来，随着我国经济的快速增长，国家对教育事业的财政投入规模也在不断扩大。

为了研究教育支出对经济增长的影响，本文对中国1978―2012年的教育财政支出和经济增长的数据进行实证研究，证明了教育财政支出对经济增长的促进作用。

关键词：

教育财政支出；经济增长；单位根检验；协整检验；VEC；脉冲响应

一、引言

教育财政性支出①，是指包括国家财政预算在内的教育支出，各级政府征收用于教育的税、费，企业办学教育拨款，校办产业、勤工俭学和社会服务收入用于教育的支出。

百年大计，教育为本。

十八大报告中指出，教育是中华民族振兴和社会进步的基石。

要坚持教育优先发展，全面贯彻党的教育方针，坚持教育为社会主义现代化服务的根本任务，培养德智体美全面发展的社会主义建设者和接班人。

“十二五”规划中继续提到坚持优先发展教育，稳步提升全民受教育程度。

人类社会的进步和经济发展，关键是靠生产力的提高，而劳动力是重要的生产要素。

因而，经济增长离不开劳动力数量的增加和质量的提高。

教育投资为社会培养具有较高科学文化素质和思想道德素质的劳动力，既是人类社会发展追求的重要目标，也有利于促进社会进步和经济增长。

人力投资是经济增长的源泉所在。

改革开放以来，中国的教育事业改革和发展成绩显著，取得了历史性的突破，教育事业也进入了历史上最快最好的发展时期。

教育发展与经济增长齐头并进，遥相呼应，表现出高度的关联性。

二、文献综述

舒尔茨（1962）提出了人力资本理论，强调了人力资本在经济增长中的贡献率。

他认为，人力资本以知识、技能、体能等形式存在，通过人力投资形成，包括教育支出、医疗保健支出和劳动力国内流动支出等，其中教育支出是人力投资的主要构成部分。

他利用“余数分析法”计算出1929年至1957年平均教育受益率为17.3%。

兰格（1994）在分析教育对劳动生产率的影响时发现，不管是发达国家还是发展中国家教育对劳动生产率的影响都是非常显著的，尤其是对发展中国家而言尤为重要。

巴罗（1998）发现1960年人均受教育年限每增加一年，将导致1965―1995年之间的经济增长率提高0.7%，而同期世界的平均经济增长率仅为2%～3%。

教育、公共财政和经济增长之间的关系，是近年来国内学术界关注的焦点之一，国内也形成了很多学术成果。

叶茂林（2003）则创造性的建立了一个教育生产函数，把劳动力按照受教育程度划分为初等教育及以下、中等教育、高等教育和研究生教育四个层次。

他的分析认为，从1981年至2000年，教育对经济增长的贡献率为31.17%，并且不同教育层次的劳动力的产出弹性有较大的差别。

黄玖立、冼国明（2009）基于1990-1997年我国省区工业细分产业数据，考察了省市人力资本水平与产业增长之间是否存在促进作用。

他们发现，从全国范围内看，地区高等和中等职业教育人口比重均显著地促进了产业增长，高中教育的促进不显著。

张延、许云霄、王志强（2010）从人力资本角度研究中美两国的产出差别，人力资本模型实证分析显示中美两国人力资本储蓄率两倍多的差别可以解释人均产出近10倍的差别，人力资本储蓄率的增长对人均产出有显著的促进作用。

在研究过程中，不同的学者由于其研究方法、研究工具、数据整理等因素的差别，得出的结论不可能完全一致，但是教育支出对经济增长的促进作用却是毋庸置疑的。

教育进步带来了人力资本的快速积累，推动了国家的繁荣和社会的发展，这已成为21世纪国际竞争的核心要素。

因而对教育财政支出产生的经济影响进行实证研究具有现实的意义。

三、实证分析

（一）变量的选取和数据的选择

本文研究的是教育财政支出对经济增长的影响，因而要选用指标分别描述教育财政支出和经济增长。

我认为，可以用国家财政性教育经费（EDU）来衡量教育财政支出的大小，作为自变量；用人均国内生产总值（GDP）来表示经济增长的多少，其作为因变量。

在做线性回归时，由于自变量过少有可能出现残差自相关的现象，因此结合舒尔茨的人力资本理论，可以加入劳动力指标，在这里用lab表示。

为了使变量具有较好的计量经济属性，同时为了使得出的结果具有较强的经济学意义，本文对人均GDP、EDU、lab分别取对数，即对lnGDP、lnEDU和lnlab进行计量经济分析。

变量数据选取1978-2012年共35年的数据作为分析对象，数据来源于《2013年中国统计年鉴》、2013年《全国教育经费执行情况统计表》、《新中国60年统计资料汇编》。

（二）数据调整

上节提到的GDP和财政性教育经费均是名义数据，GDP的增长不会仅仅由于教育支出的增加，物价的上涨也会带来经济总量的增加。

曾有学者说，改革开放的30年实际上就是一个物价不断上涨的过程。

所以，我们在研究教育财政性支出对经济增长的影响时，如果不考虑物价因素，那么教育支出对经济增长的作用将有可能会被夸大。

为了避免出现较大误差，降低物价变动对GDP和财政教育支出的影响，有必要对统计年鉴等资料中整理而来的按照当年价格计算的GDP和EDU用居民消费价格（CPI）指数进行平减，这里CPI以1978年为基期。

（三）时间序列计量分析

由于lnGDP、lnEDU和lnlab都是时间序列数据，因此采用计量经济理论中的时间序列分析方法进行分析。

在时间序列中平稳性是很重要的，对非平稳序列进行分析，很可能出现伪回归的现象。

因此先对这两个变量分别进行平稳性检验，当得出两者具有同阶单整性之后，再对这两者进行协整检验，若协整关系成立，则说明这二者之间存在着一个长期稳定的比例关系，那么就可以采用经典的计量经济学方法，对lnGD和lnEDU做回归分析。

最后，用脉冲响应函数来考察财政教育支出对经济增长的冲击作用。

这里选用的计量经济学软件为STATA12.0.

1.单位根检验为了确保模型的稳定性，利用Dicker-Fuller标准的单位根检验（ADF）对国内生产总值对数序列（lnGDP）、财政教育支出对数序列（lnEDU）、从业人口对数序列（lnlab）、lnGDP的一阶差分序列（dlnGDP）、lnEDU的一阶差分序列（dlnEDU）和lnlab的一阶差分序列（dlnlab）的稳定性进行检验。

检验结果见表1。

其中，检验形式（c，t，p）中，“c=1”表示带常数项，“c=0”表示不带常数项；“t=1”表示带趋势项，“t=0”表示没有趋势项；p表示滞后阶数。

从检验结看，1978-2012年区间内时间序列lnGDP不平稳，但其一阶差分在5%的置信水平下是平稳的，为1阶单整I

（1）；时间序列lnEDU不平稳，其一阶差分在5%的置信水平下是平稳的，为1阶单整I

（1）；时间序列lnlab不平稳，其一阶差分在5%的置信水平下是平稳的，为1阶单整I

（1）。

满足协整分析的条件，因此，我们可以进一步利用协整分析方法分析它们之间的动态关系。

2.协整检验

协整理论告诉我，如果自变量和因变量之间存在协整关系，或者说因变量能被自变量的线性组合所解释，那么可以表明这两个变量之间存在长期稳定的均衡关系，同时残差序列项也应该是平稳的，这里的残差序列是指因变量不能被自变量所解释的部分②。

通常地，可以用上节中的ADF检验的方法来判断残差序列是否具有平稳性，进而判断因变量和自变量之间是否存在着协整关系。

协整检验要求所有变量都是同阶单整的，上文的单位根检验中我们已经知道dlnGDP、dlnEDU和dlnlab都是一阶单整的，因此可以进行协整检验。

首先，利用最小二乘法建立回归方程：

R2=0.99说明整个方程的拟合度很高；F统计量的p值为0.0000，显示这个方程是高度显著的。

各系数的p值显著为零，解释能力较强。

根据回归方程，我们对残差做单位根（ADF）检验。

Et=LnGDP+6.477-0.756*lnEDU-1.042*lnlab

根据表2残差的ADF检验可知，残差项拒绝“存在单位根”的原假设，也就说原假设不成立，残差序列是平稳的。

因而我们可以说lnGDP、lnEDU和lnlab存在着长期稳定的协整关系。

每增加1%的EDU，我国教育支出就增加0.756%。

这说明我国教育财政支出对经济增发挥了着正向的促进作用。

同时我们也可以发现从业人数对经济增长的作用大于教育支出对经济增长的作用。

3.误差修正模型（VEC）的建立

协整关系说明了变量之间的一种“长期稳定”均衡关系的存在，然而在实际生活中经济数据一开始可能呈现不稳定的态势，但随着时间的发展变化逐步从“非均衡”向“均衡”发展。

从长期均衡观点看，即使Y（因变量）与X（自变量）存在长期均衡关系，也不表明在每一时刻都处于这个“均衡点”。

根据格兰杰（Granger）定理，如果变量X与Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。

我们得到财政教育支出与经济增长之间的误差修正模型：

在误差修正模型中，所有作为解释变量的差分项的系数反映各变量的短期波动对作为被解释变量短期变化的影响；误差项的系数，称为调整系数，表示对上一期偏离均衡的调整速度。

在短期中，教育支出每增加1%，经济就增长0.460%；从业人数每增长1%，经济增长0.187%；因此，我们可以得出在短期中教育支出对经济增长的作用大于劳动力对经济对增长的作用。

误差修正项的系数为负的0.014，符合反向修正原则，也就是说当GDP的短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.014）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

4.脉冲响应函数

脉冲响应函数可以很好识别系统中每个内生变量的扰动对其本身及其他内生变量产生的作用。

为了进一步识别变量LnGDP和LnEDU之间动态关系，本文使用调整自由度Cho-lesky方法对VAR内生变量的残差进行正规化。

图中的横轴表示冲击作用的滞后年数，纵轴表示lnGDP对lnEDU的响应程度。

在模型中将信息冲击作用的滞后年限设定为8年。

由图1可知，lnGDP在受到来自教育投入（lnEDU）一个单位正向标准差冲击后，呈现了一种增长效应。

这种正向效应在前两年一直呈现递增的趋势，此后保持平稳态势。

这表明教育投入的增加在理论上可以促进经济总量的增加。

四、结论

（一）教育支出和经济增长之间存在长期稳定均衡关系，且教育投入对经济增长有促进作用，但其相关的显著性仍有待提高。

（二）根据协整和误差修正模型可知，中国财政教育支出对经济增长的长期影响大于短期冲击。

财政教育支出增长所带来的人力资本需要通过时间的积淀才能有效地发挥作用，形成经济增长的动力。

也就是说教育支出对经济增长的影响存在一个时滞的问题。

而短期效应可通过中国教育消费与中国教育投资来实现快速促进经济增长。

五、政策建议

（一）继续增加教育支出总额

通过以上的实证分析可知，教育支出的增加对经济增长有着明显的促进作用，因此增加财政教育支出是经济发展的一个重要动力因素。

相比我国庞大的经济基础和人口数量，我国对教育投入其实还不够，为此，各级政府应持续不断地增加教育投入。

只有教育发展了，才能培育适应于社会发展的优秀人才，才能有更多的人投身到社会的建设中去，从而更好的促进中国经济的发展。

（二）协调好教育投资与其它投资之间的关系

尽管通过增加教育投资从而实现经济总量的快速增长有其理论可行性，毋庸置疑，人才是经济发展的核心，但我们也应该强调，在我国经济总量一定的情况下，应该合理地协调好教育投资与其它投资之间的关系。

经济增长源自各种因素的交错作用，我们不能只看到教育的基础作用，从而夸大教育对经济的推动；在着眼于增加人力资本投资的同时，要兼顾其它投资支出。

只有各种投资关系理顺了，才能更好地发挥教育投资对我国经济增长的推动作用。

（作者单位：

苏州大学）注解：

①东北财经大学课题组.公共教育支出绩效考评制度研究：

公共教育支出绩效考评制度的认知基础[J].经济研究参考，2006（92）.

②刘汉中.Enders-Granger方法在协整检验中的应用研究.数量经济技术经济研究.2007（08）.

参考文献：

[1]T.W.舒尔茨.论人力资本投资[M].吴珠华等译.北京：

北京经济学院出版社，1990.

[2]Lang，K.DoestheHuman-Capital/Educational-SortingDebateMatterforDevelopmentPolicy[J].Cambridge，MA：

HarvardUniversityPress1987

（1）.

[3]Barro，RobertJ.DeterminantsofEconomicGrowth：

ACross-CountryEmpiricalStudy[M].MA：

MITPress，1998.

[4]Su，Xuejuan.TheAllocationofPublicFundsinaHierarchicalEducationalSystem[J].JournalofEconomicDynamicsandControl，2004，Vol.28.

[5]马栓友.公共教育支出与经济增长――我国财政教育支出的最优规模估计[J].社会科学家，2003，

（2）.

[6]叶茂林，郑晓齐，王斌.教育对经济增长贡献的计量分析[J].数量经济技术经济研究，2003，

（1）.

[7]黄玖立，冼国明.人力资本与中国省区的产业增长[J].世界经济，2009，（5）.

[8]张延，许云霄，王志强.人力资本、实物资本与中美两国的产出差别――人力资本模型对1981-2005年52个国家面板数据的实证研究[J].财贸经济，2010（9）.

[9]于凌云.教育投入比与地区经济增长差异[J].经济研究，2008，（10）.

[10]邓媛，李瑞光.基于VAR模型实证分析云南省教育投入与经济增长的关系[J].技术经济与管理研究，2009，（4）.

[11]杨大楷，孙敏.中国公共教育投资促进经济增长的实证研究[J].财贸研究，2009，（5）.

[12]王春元.政府教育支出分配经济增长及教育政策取向[J].财经论丛，2010，（3）.