張家琛

（天津財(cái)經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，天津300222）

1 問(wèn)題的提出

教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)如何？這一命題一直為教育經(jīng)濟(jì)學(xué)者們所關(guān)注的。在傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，資本與勞動(dòng)力并不能完全解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全部，舒爾茨、貝克爾等學(xué)者以教育作為主要形成方式的人力資本增加解釋了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的剩余部分。羅默(1986)和盧卡斯(1988)等為代表的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論學(xué)者使得作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素—教育得到廣泛的認(rèn)可。教育又如何作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？學(xué)者們總結(jié)認(rèn)為這主要得益于教育所具有的內(nèi)部作用和外溢作用。盧卡斯(1988)認(rèn)為是個(gè)人的人力資本增加改善了勞動(dòng)力的生產(chǎn)力(率)，從而拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)—這被稱(chēng)之為教育的內(nèi)部作用。Haveman和Wolfe(1984)指出教育能提高子女的品質(zhì)、提升家庭內(nèi)部勞務(wù)生產(chǎn)的生產(chǎn)率、改善受教育者的健康狀況、提高消費(fèi)者選擇效率、增加儲(chǔ)蓄率、推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步與傳播等等，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)—這被稱(chēng)之為教育的外溢作用。

在國(guó)內(nèi)，有關(guān)教育與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究已逐步展開(kāi)，并已取得了大量的研究成果。陸根堯、朱省娥（2004）在教育與非教育的兩部門(mén)模型中，估算了教育部門(mén)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全部作用以及教育部門(mén)對(duì)其它部門(mén)的外溢作用。其結(jié)果顯示，我國(guó)教育的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率較國(guó)際平均水平而言處于較低水平，而教育對(duì)非教育部門(mén)的外溢作用則恰恰相反。盡管當(dāng)前我國(guó)教育部門(mén)的生產(chǎn)力相對(duì)于非教育部門(mén)較低，但教育部門(mén)極大的外溢作用足以抵消了其自身生產(chǎn)力較低的狀況，從而達(dá)到促進(jìn)整個(gè)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的作用。鄭鳴、朱懷鎮(zhèn)（2007）側(cè)重于分析高等教育發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，他的分析指出，自實(shí)行高校擴(kuò)招政策以來(lái)，大多數(shù)地區(qū)的高校對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展不僅沒(méi)有起到良好的助推作用，反而在一定程度成為阻礙當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的不利因素。冉光和等（2011）基于勞動(dòng)分工理論，構(gòu)建了一個(gè)有關(guān)教育發(fā)展、專(zhuān)業(yè)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的新興古典經(jīng)濟(jì)模型，并進(jìn)一步選用區(qū)域面板數(shù)據(jù)對(duì)模型有效性展開(kāi)了實(shí)證分析，闡述了教育的勞動(dòng)分工功能。田慶華、李廷瑞（2012）將教育作為一個(gè)產(chǎn)業(yè)，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)鏈條的角度，研究了教育業(yè)對(duì)我國(guó)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅是規(guī)模的擴(kuò)張，其更為重要的是結(jié)構(gòu)的調(diào)整。當(dāng)前天津市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度處于較高水平，在注重經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張的同時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整顯得更具有意義，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級(jí)化是未來(lái)經(jīng)濟(jì)能夠持續(xù)快速增長(zhǎng)的基礎(chǔ)。本文認(rèn)為教育發(fā)展水平的變化對(duì)各個(gè)產(chǎn)業(yè)的影響是不同的，不同的產(chǎn)業(yè)所得到的促進(jìn)效應(yīng)決定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的有機(jī)構(gòu)成會(huì)發(fā)生變化，從而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整發(fā)揮效力。當(dāng)前有關(guān)教育發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響研究目前還很少，實(shí)證研究就更少，因此本文的研究將具有一定的理論意義。天津市的教育發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都在進(jìn)行著劇烈的變化，以它作為研究樣本，使得本文更具有現(xiàn)實(shí)意義。

2 計(jì)量模型與實(shí)證結(jié)果分析

本研究所使用的全部數(shù)據(jù)均為統(tǒng)計(jì)年鑒中公開(kāi)發(fā)表的數(shù)據(jù)。教育發(fā)展水平（HED）以歷年各級(jí)在校學(xué)生總數(shù)和當(dāng)年地方常駐人口之比來(lái)代表，數(shù)據(jù)取自《天津統(tǒng)計(jì)年鑒2011》和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)匯編》中相關(guān)部分。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整(IRS)以目前國(guó)內(nèi)學(xué)者慣用的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構(gòu)即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值來(lái)表示，這一指標(biāo)能有效反應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的趨勢(shì)，即第三產(chǎn)業(yè)超越第二產(chǎn)業(yè)成為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，數(shù)據(jù)取自《天津統(tǒng)計(jì)年鑒2011》。本文的樣本區(qū)間為1981～2010年，樣本長(zhǎng)度達(dá)30年。本文回歸與檢驗(yàn)的計(jì)算過(guò)程均是通過(guò)計(jì)量經(jīng)濟(jì)軟件Eviews6.0完成的，各變量的統(tǒng)計(jì)值如表1所示：

2.1 ADF單位根檢驗(yàn)

在傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的建模過(guò)程中，需要隨機(jī)過(guò)程是平穩(wěn)的時(shí)間序列，在不滿(mǎn)足平穩(wěn)要求的情況下，就會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致按照傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)方法推斷得出的結(jié)論存在嚴(yán)重的誤差。然而現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，大多數(shù)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，使得直接建立的回歸模型失去意義，所以對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)—單位根檢驗(yàn)越來(lái)越得到學(xué)者們的重視。

表1 天津市歷年教育發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)情況

本文所使用的單位根檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

模型（1）中，α是常數(shù)項(xiàng)，δt是線性趨勢(shì)函數(shù)，p是最優(yōu)滯后期，μt是隨機(jī)誤差項(xiàng)。該檢驗(yàn)的原假設(shè)為：H0∶γ=0；備選假設(shè)為H1∶γ＜0，采用的是單邊檢驗(yàn)中的左側(cè)檢驗(yàn)法，即若一定的置信水平下的臨界值小于ADF檢驗(yàn)值，則接受原假設(shè)，即時(shí)間序列為非平穩(wěn)的，否則即可拒絕原假設(shè)，時(shí)間序列是平穩(wěn)的。

我們采用擴(kuò)展的Dickey-Fuller（即ADF）法來(lái)檢測(cè)HED和IRS時(shí)間序列的平穩(wěn)性，具體的結(jié)果如表2所示。

表2 時(shí)間序列HED和RIS的單位根檢驗(yàn)

由表2知，HED和IRS的原水平序列都不平穩(wěn)。在一階差分的情況下，HED的ADF的絕對(duì)值為5.397585，大于置信水平為1%時(shí)的臨界值絕對(duì)值2.625121，IRS的ADF的絕對(duì)值為3.640110，也大于置信水平為5%時(shí)的臨界值絕對(duì)值。所以可以斷定，兩個(gè)時(shí)間序列HED和IRS在一階差分情況下，均拒絕存在單位根的的原假設(shè)，它們是I(1)的單位根過(guò)程。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整概念是上世紀(jì)80年代由Engle(恩格爾)和Granger(格蘭杰)兩位學(xué)者共同提出的，其基本思想認(rèn)為，即使多個(gè)變量中的一些甚至每個(gè)都是非平穩(wěn)的，但是由這些非平穩(wěn)變量所組成的線性組合卻有可能相互抵消趨勢(shì)項(xiàng)的影響，使得組合成為一個(gè)平穩(wěn)的變量。這種平穩(wěn)的線性組合被稱(chēng)為協(xié)整方程，該方程可以被用來(lái)解釋為變量之間的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系。

協(xié)整檢驗(yàn)的方法通常為Engle-Granger兩步法和Johansen極大似然法。在只有兩個(gè)時(shí)間序列時(shí)，變量之間只可能存在一個(gè)線性的協(xié)整關(guān)系，所以此時(shí)使用Engle-Granger兩步法就顯得非常有效。所以在一般情況下，對(duì)于兩變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)使用較多為Engle-Granger兩步法。

該方法的具體檢驗(yàn)過(guò)程為：

第一步，用最小二乘法（OLS）對(duì)上述兩個(gè)平穩(wěn)序列HED和IRS進(jìn)行回歸估計(jì)，建立二者之間的回歸方程：

調(diào)整后的R2=0.537715，DW=0.270306，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量= 34.73191

方程中的變量（含常數(shù)）下方括號(hào)中的數(shù)值為t檢驗(yàn)值。

第二步，對(duì)回歸殘差做ADF單位根檢驗(yàn)，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，殘差序列的ADF統(tǒng)計(jì)值的絕對(duì)值2.564689大于5%顯著性水平下臨界值的絕對(duì)值1.952910，可以認(rèn)為殘差序列是沒(méi)有單位根的平穩(wěn)序列。因此，方程（2）即為HED和IRS的協(xié)整方程，兩變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

表3 殘差序列的單位根檢驗(yàn)

由上述的檢驗(yàn)結(jié)果可以說(shuō)明，1981～2010年天津市教育發(fā)展水平與地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間存在著協(xié)整關(guān)系。方程（2）是對(duì)這種長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系的數(shù)學(xué)描述，從方程的系數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，教育發(fā)展水平的提升對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的推動(dòng)作用是十分明顯。

2.3 誤差修正模型

Granger定理指出，在一組具有協(xié)整關(guān)系的變量之間一定還存在一個(gè)誤差修正模型的表達(dá)形式。誤差修正模型是把原始變量和差分變量有機(jī)地結(jié)合在一起，進(jìn)一步建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的修正模型，從而能夠用于研究模型的短期動(dòng)態(tài)和長(zhǎng)期調(diào)整特征。

由方程（2）可得到誤差修正項(xiàng)ECMt=IRS-13.07042HED +1.493953，通過(guò)最小二乘法（OLS）估計(jì)誤差修正模型得到：

調(diào)整后的R2=0.244283，DW=1.165136，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量= 5.525461

誤差修正模型的結(jié)果表明了HED和IRS的短期關(guān)系，而0.0829代表誤差修正項(xiàng)對(duì)IRS年變化的修正速度，同時(shí)也反映了誤差修正模型自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制。通過(guò)誤差修正模型可以發(fā)現(xiàn)，教育發(fā)展水平的變動(dòng)將引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整同方向的變動(dòng)，教育發(fā)展水平的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的波動(dòng)，但是由于長(zhǎng)期均衡機(jī)制的影響以及誤差修正模型的反向調(diào)整使得波動(dòng)程度不太大，并且最終將回歸到長(zhǎng)期均衡路徑。

3 結(jié)論與政策建議

本文基于天津市1981～2020年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，以Engle-Granger兩步法和誤差修正模型為主要計(jì)量方法，實(shí)證分析了教育發(fā)展水平對(duì)地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。結(jié)果說(shuō)明教育發(fā)展水平的提升對(duì)地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有著積極的影響，兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的發(fā)展關(guān)系，教育發(fā)展水平導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整過(guò)度具有自我修正的動(dòng)態(tài)機(jī)制。

本文的研究可為通過(guò)發(fā)展教育推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)提供有力的理論支持，為更好的協(xié)調(diào)教育發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的聯(lián)系，發(fā)揮教育的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)，在此本文提出以下兩點(diǎn)政策建議：

（1）改善教育結(jié)構(gòu)，以與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整相適應(yīng)為標(biāo)準(zhǔn)。一國(guó)或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平是由它的生產(chǎn)力的發(fā)展水平，尤其是它所具有的生產(chǎn)技術(shù)水平所決定的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整趨勢(shì)是最終發(fā)展形成以資本密集型、技術(shù)(知識(shí))密集型產(chǎn)業(yè)為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。教育結(jié)構(gòu)的調(diào)整應(yīng)當(dāng)主動(dòng)承擔(dān)起適應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)要求的重任，從而體現(xiàn)教育應(yīng)以經(jīng)濟(jì)建設(shè)和現(xiàn)代化為最終服務(wù)對(duì)象的宗旨。在具體措施上，應(yīng)重點(diǎn)發(fā)展職業(yè)教育與高等教育，培養(yǎng)面向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)尤其是適應(yīng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展需要、能適應(yīng)激烈國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)的高層次管理人才、技術(shù)人才和復(fù)合型人才。

（2）加強(qiáng)教學(xué)內(nèi)容的調(diào)整與創(chuàng)新。當(dāng)前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)正經(jīng)歷了快速的調(diào)整，不同產(chǎn)業(yè)在發(fā)展速度和方向差別顯著，尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的變化更快，對(duì)人才的知識(shí)結(jié)構(gòu)、知識(shí)深度和廣度、能力結(jié)構(gòu)和素質(zhì)等方面要求日益苛刻和專(zhuān)業(yè)化，這就要求按照社會(huì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的需求靈活調(diào)整學(xué)科專(zhuān)業(yè)方向，不僅要繼續(xù)鞏固和發(fā)揮原有傳統(tǒng)學(xué)科的優(yōu)勢(shì)，而且要在教學(xué)內(nèi)容上進(jìn)一步創(chuàng)新，根據(jù)地方產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢(shì)設(shè)置一些應(yīng)用型學(xué)科專(zhuān)業(yè)，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整奠定人才基礎(chǔ)。

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