高月梅,殷功利,葉新平

（1.江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南昌 330013；2.南昌理工學(xué)院,南昌 330013）

0 引言

教育與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系很多學(xué)者進(jìn)行了研究，舒爾茨（1960）論述了人力資本理論，并且定量研究了1929～1957年美國教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，得出了教育投資增長的收益占國民收入增長的比重為33%的結(jié)論。黃卉,蘇立寧（2007）認(rèn)為高素質(zhì)的人力資源對于經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用是較大的[1]。陳立泰,黃仕川（2008）認(rèn)為：教育發(fā)展對重慶市經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是顯著的,但是經(jīng)濟(jì)增長不是教育發(fā)展的格蘭杰原因[2]。于凌云（2008）運(yùn)用1996～2005年中國的面板數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為：中國政府、非政府投入對于人力資本積累和經(jīng)濟(jì)增長是具有短期效應(yīng)的，在教育投入比相對較低的地區(qū),物質(zhì)資本投入是拉動經(jīng)濟(jì)增長主要原因,而非政府投入的增長對人力資本的積累產(chǎn)生更加明顯的效果[3]。鄧媛，李瑞光（2009）認(rèn)為云南省教育投入與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著互為因果的長期均衡關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)中，教育投入占24.3%[4]。楊大楷，孫敏（2009）認(rèn)為：公共教育投資與三次產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值均具有長期正向均衡關(guān)系,其中,對第三產(chǎn)業(yè)的正效應(yīng)是最大的。三次產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值對公共教育投資沖擊的長期響應(yīng)是正的[5]。現(xiàn)有的文獻(xiàn)對安徽財政教育支出對經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析比較少見，本文將實(shí)證分析安徽財政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

1 建立計量模型

1.1 選取、處理數(shù)據(jù)

以安徽財政教育支出(ED)、GDP二個時間序列來分析安徽財政教育支出和安徽經(jīng)濟(jì)增長（GDP）之間的關(guān)系，樣本區(qū)間選取1995～2010年（如表1）。序列DDED、DDGDP由序列ED、GDP二階差分變換得來。

1.2 檢驗序列的平穩(wěn)性

表1 1995～2010年安徽省GDP以及財政教育支出 (單位：億元)

時間序列的平穩(wěn)性很重要。若時間序列不平穩(wěn)會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，這樣會導(dǎo)致回歸模型的結(jié)果失真。我們采用ADF檢驗法檢驗單位根，使用Eviews5.0根據(jù)樣本自動推薦的q值來確定最大的滯后項。表2是平穩(wěn)性檢驗結(jié)果。

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

其中，表2中第三欄檢驗形式中的c、k、n分別為：常數(shù)項、趨勢項、滯后階數(shù)。由上面的表2可以看出，GDP、ED是非平穩(wěn)變量，而DDGDP和DDED是平穩(wěn)變量，是I(2)的。DDGDP和DDED之間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件，我們可以進(jìn)行回歸分析。

1.3 檢驗協(xié)整

協(xié)整理論可以表述為：兩個或兩個以上序列滿足以下兩個條件：（1）單整階數(shù)相同；（2）它們之間確實(shí)存在著協(xié)整關(guān)系,那么變量之間就應(yīng)該存在：一種長期的、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這樣的話，“偽回歸”的問題就可以避免了。我們運(yùn)用E-G兩步法來進(jìn)行協(xié)整分析。首先，我們建立安徽財政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的回歸模型(1)，得到如下協(xié)整方程式：

以上參數(shù)的t值=11.71、38.22＞臨界值t0.025（14）=2.15，F(xiàn)=1460.60＞臨界值F0.05（14）=3.74，都通過了檢驗。

其次，殘差Et的平穩(wěn)性可以通過ADF檢驗來判斷。若一變量序列存在協(xié)整關(guān)系的話，則殘差Et就應(yīng)該是平穩(wěn)的。我們進(jìn)行ADF檢驗，可以采用一個合適的檢驗公式為[6]：

協(xié)整檢驗的ADF臨界值在5%顯著水平下為-1.97＞Et-1的T值-2.91，得出殘差項是穩(wěn)定的，拒絕存在單位根的假設(shè)。安徽財政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系成立。

方程式(2)具有確定的經(jīng)濟(jì)意義為：安徽財政教育支出每增長1%，名義安徽經(jīng)濟(jì)增長將增長27.77%。同時說明了安徽財政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。

1.4 誤差修正模型的建立

格蘭杰(Granger)定理可以表述為：假如一組變量存在協(xié)整的話，則總是可以找到一個誤差修正模型來表述這組變量之間的短期非均衡關(guān)系的。我們得到安徽財政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的誤差修正模型。

其中，Et-1作為誤差修正項。由BG檢驗法可以得到：LM（2）=1.22＜χ2(2)=5.99，說明模型（4）的殘差序列的自相關(guān)是不存的。由臨界值T0.025（12）=2.18小于變量、誤差修正項Et-1的回歸系數(shù)的T值，表明回歸系數(shù)都是顯著的。安徽經(jīng)濟(jì)增長的短期變動受到安徽財政教育支出的正向影響，本期的財政教育支出每增加1%，本期經(jīng)濟(jì)增長將增長26.94%。根據(jù)短期調(diào)整系數(shù)Et-1的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，可以得出符合反向修正機(jī)制。它表明了安徽經(jīng)濟(jì)增長與長期均值的偏差中的55%得到調(diào)整。模型(4)反映了安徽經(jīng)濟(jì)增長受安徽財政教育支出的短期波動規(guī)律，說明了安徽財政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系緊密，在短期，安徽財政教育支出也促進(jìn)了安徽經(jīng)濟(jì)增長。

綜合模型（2）、模型（4）可知，安徽財政教育支出對安徽經(jīng)濟(jì)增長的影響短期小于長期。說明安徽財政教育支出的長期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。安徽財政教育支出的人力資本的發(fā)揮需要通過一定的時間才能發(fā)揮其潛能，而短期效應(yīng)可通過安徽教育消費(fèi)與安徽教育投資來實(shí)現(xiàn)快速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

1.5 檢驗格蘭杰（Granger）因果關(guān)系

變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系可以由協(xié)整檢驗來檢測，而這種均衡關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系可以由計量技術(shù)手段Granger因果關(guān)系檢驗來檢測。表3列出了安徽經(jīng)濟(jì)增長與安徽財政教育支出間因果關(guān)系的檢驗結(jié)果。

表3 格蘭杰（Granger）非因果性檢驗結(jié)果

表3結(jié)果說明，在90%置信度下，滯后期數(shù)是4時，安徽經(jīng)濟(jì)增長是安徽財政教育支出增長的原因，安徽財政教育支出增長是安徽經(jīng)濟(jì)增長的原因。

2 結(jié)論

上述的分析告訴我們：在短期，可能存在某隨機(jī)擾動項的沖擊，導(dǎo)致安徽財政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長之間的變化不協(xié)調(diào),但長期內(nèi)，安徽財政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長之間存在著協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整分析可以得出：在短期、長期，安徽財政教育支出的增長促進(jìn)安徽經(jīng)濟(jì)增長。從Granger因果檢驗得出：安徽經(jīng)濟(jì)增長是安徽財政教育支出增長的原因，安徽財政教育支出增長是安徽經(jīng)濟(jì)增長的原因?？梢赃@樣說，安徽財政教育支出對安徽經(jīng)濟(jì)增長有一定的促進(jìn)作用。

[1]黃卉,蘇立寧.安徽省人力資源狀況與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2007,(4).

[2]陳立泰,黃仕川.重慶教育發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響:1985～2006[J].統(tǒng)計與決策,2008,(14).

[3]于凌云.教育投入比與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長差異[J].經(jīng)濟(jì)研究,2008,（10）.

[4]鄧媛,李瑞光.基于VAR模型實(shí)證分析云南省教育投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2009,(4).

[5]楊大楷,孫敏.中國公共教育投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究[J].財貿(mào)研究,2009,（5）.

[6]李子奈,潘文卿.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第2版)[M].北京:高等教育出版社,2005.