孫亨利

(山東大學(xué)，山東 濟(jì)南 250100)

一、引言

教育的收入效應(yīng)，是指教育有助于提高人民的收入水平，或者說教育水平與人民的收入水平存在正相關(guān)關(guān)系。從直觀上來說，教育水平高的人所具備的勞動(dòng)能力強(qiáng)，收入水平高，而人民收入水平的提高又反過來促進(jìn)教育的發(fā)展，形成良性循環(huán)。因而，遵循教育的收入效應(yīng)的指導(dǎo)，一系列有序的教育資源配置和教育事業(yè)改革得以開展。

自從改革開放以來，國(guó)家貫徹實(shí)施了一系列擴(kuò)展深化教育改革的戰(zhàn)略方針，社會(huì)各個(gè)領(lǐng)域掀起了創(chuàng)新進(jìn)步的熱潮。30多年的時(shí)間里，教育的社會(huì)地位得到了極大的提高，硬件條件得到了前所未有的改善，教育體系和結(jié)構(gòu)也逐漸更加合理。尤其是近些年來，全社會(huì)對(duì)教育事業(yè)經(jīng)費(fèi)投入力度逐漸加大，各類院校不斷創(chuàng)設(shè)提高，為不同年齡段的廣大適齡青少年提供了更多發(fā)展的機(jī)會(huì)和選擇，為我國(guó)人民收入水平與生活質(zhì)量的不斷提高奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2012年國(guó)家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出達(dá)到了27696億元人民幣，在1978年至2012年間上漲近300倍，同時(shí)，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以年均超過9.8%的速度增長(zhǎng)，人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值也由改革開放初期的381元人民幣達(dá)到了2012年的6628元人民幣，人民平均實(shí)際工資水平是34年前的12倍，人民生活水平得到了實(shí)質(zhì)性提高，教育的收入效應(yīng)逐步顯現(xiàn)。

目前，國(guó)內(nèi)外多部文獻(xiàn)資料對(duì)教育的收入效應(yīng)的衡量探討了不同的方法。近些年來，一系列的研究結(jié)果都證實(shí)，自改革開放以來，中國(guó)的教育經(jīng)濟(jì)收益率(人們期望在增加教育數(shù)量、獲得文憑之后所從事工作的收入與教育投資成本的比例)在不斷上升。中國(guó)社會(huì)科學(xué)院計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究所在1981－1987年的調(diào)查結(jié)果顯示，7年間我國(guó)的城鎮(zhèn)教育收益率由2.5%小幅上升到了2.7%(Xin Meng，2000:89);中國(guó)社會(huì)科學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)研究所1988年和1995年兩次全國(guó)抽樣調(diào)查結(jié)果顯示城鎮(zhèn)的教育收益率分別為3.5%與3.8%(趙人偉等，1999:32);1990年代后期以來，中國(guó)教育的經(jīng)濟(jì)收益率提高速度更快。中國(guó)社會(huì)科學(xué)院人口與勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)研究所2002年估計(jì)的教育收益率大約為10%(China Adult Literacy Survey Team，2002);李春玲(2003)采用全國(guó)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)所估計(jì)的教育收益率為11.8%……這些研究結(jié)果都表明，教育的收入效應(yīng)逐步明顯。

圖1 我國(guó)歷年居民平均實(shí)際工資指數(shù)

圖2 我國(guó)歷年財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出占比

本文便是旨在通過收集我國(guó)收入與教育數(shù)據(jù)，建立VAR模型，驗(yàn)證教育的收入效應(yīng)，量化分析我國(guó)自1978年以來國(guó)家對(duì)教育投入的增加與城鄉(xiāng)居民人均可支配收入水平之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，有針對(duì)性地為提高人民生活水平提出切實(shí)可行的政策建議。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

1.研究方法

本文采取的主要研究方法是格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)、向量自回歸模型(VAR模型)和脈沖響應(yīng)函數(shù)。VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，通過數(shù)據(jù)反映變量之間的動(dòng)態(tài)變化規(guī)律。本文所研究的教育的收入效應(yīng)，即城鄉(xiāng)居民人均可支配收入水平和教育投入等因素之間動(dòng)態(tài)變化的時(shí)間序列系統(tǒng)，因此用VAR進(jìn)行建模是比較合適的。含n個(gè)變量、滯后p期的的VAR模型如下:

其中，Yt是(n×1)向量組成的同方差平穩(wěn)的線性隨機(jī)過程，βi是(n × n)的系數(shù)矩陣，Yt－i是 Yt向量的i階滯后變量，εt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。上述方程同時(shí)滿足等式:

即隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)期望為零以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)與方程內(nèi)生變量不相關(guān)。

2.描述統(tǒng)計(jì)

本文采用的數(shù)據(jù)資料主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2013》、歷年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》，還有部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于1998年第12期《教育研究信息》刊登的中國(guó)教育經(jīng)費(fèi)投入情況分析以及相關(guān)論文。數(shù)據(jù)內(nèi)容主要包括以我國(guó)歷年來城鄉(xiāng)居民的人口比例作為權(quán)重計(jì)算的自1978年至2012年歷年我國(guó)城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與我國(guó)歷年教育經(jīng)費(fèi)(主要包含國(guó)家公共財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出)等。本文所采用的數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為1978年至2012年。在實(shí)證分析中，為避免異方差，上述指標(biāo)均取自然對(duì)數(shù)，我們用lnincome表示城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的對(duì)數(shù)，用lncost表示教育經(jīng)費(fèi)的對(duì)數(shù)。

數(shù)據(jù)分布圖顯示，教育經(jīng)費(fèi)的增長(zhǎng)與人均可支配收入具有很強(qiáng)的一致性，在總體的上升幅度的變動(dòng)趨勢(shì)上也基本保持了年度的一致，尤其是在兩個(gè)時(shí)間點(diǎn)(1990年與1998年)上，兩條曲線變動(dòng)趨勢(shì)高度同步。因此我們初步判斷，所選用樣本存在教育的收入效應(yīng)，教育經(jīng)費(fèi)與人均可支配收入兩個(gè)變量之間存在著深層次的關(guān)聯(lián)性。

三、實(shí)證分析

運(yùn)用VAR模型實(shí)證分析首先要對(duì)數(shù)據(jù)序列做單位根檢驗(yàn)，驗(yàn)證數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，若存在單位根，說明數(shù)據(jù)序列非平穩(wěn)，則要對(duì)其進(jìn)行差分，隨后才可進(jìn)行協(xié)整。當(dāng)所有檢驗(yàn)序列均服從同階單整，可構(gòu)造VAR模型，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。在建立VAR模型基礎(chǔ)上，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

1.序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用DF－GLS檢驗(yàn)，我們可以得出lnincome與lncost兩個(gè)變量從1階至9階滯后，均無法在5%的水平上拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即lnincome與lncost為單位根過程。為此，我們進(jìn)一步分別檢驗(yàn)人均可支配收入對(duì)數(shù)的差分dlnincome與教育經(jīng)費(fèi)對(duì)數(shù)的差分dlncost是否為平穩(wěn)過程。DF－GLS檢驗(yàn)結(jié)果顯示，dlinincome在滯后階數(shù)為2時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(－3.498)小于5%的臨界值(－3.305)，故可以在5%的水平上拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，即認(rèn)為dlnincome為平穩(wěn)過程;同理經(jīng)檢驗(yàn)，dlncost在滯后階數(shù)為1至2時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為(－4.364)與(－3.486)，小于 5%的臨界值(－3.400)與(－3.305)，因此，在5%的水平上拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，dlncost亦為平穩(wěn)過程。綜上，lnincome與lncost均為一階單整I(1)過程。

2.二元VAR系統(tǒng)

我們已經(jīng)得出dlnincome與dlncost為平穩(wěn)過程，因而考慮二者所構(gòu)成的二元VAR系統(tǒng)。

首先，根據(jù)信息準(zhǔn)則，估計(jì)此VAR系統(tǒng)的階數(shù):

表1 滯后期選擇的統(tǒng)計(jì)量信息

其中，Lag表示滯后期，“FPE”表示“Final Prediction Error”，而SBIC就是BIC，上表中大多數(shù)準(zhǔn)則(包括AIC)表明，應(yīng)選擇滯后三階。

隨后估計(jì)三階向量自回歸模型:

方程(3)中，dlnincomet－1的影響系數(shù)為 0.88，說明第一年的城鄉(xiāng)居民人均可支配收入增長(zhǎng)幅度上升會(huì)推動(dòng)第二年的增長(zhǎng)幅度的提高，dlnincomet－3的影響系數(shù)為－0.53，說明3年前的人均可支配收入增長(zhǎng)幅度會(huì)對(duì)當(dāng)期增長(zhǎng)幅度產(chǎn)生一定負(fù)的影響，這反映出國(guó)家宏觀調(diào)控的效果，也說明前期基數(shù)的逐漸上浮縮小了收入進(jìn)一步上升的空間。dlncostt－1的影響系數(shù)為－0.53，說明前一期的教育投入水平的提升短期內(nèi)對(duì)人均可支配收入的影響并不顯著，相反，政府的轉(zhuǎn)移支付和來自社會(huì)的投入與捐贈(zèng)減少了下一年度的人均可支配收入。

方程(4)中，Dlncost受到 dlnincomet－1、dlncostt－1與 dlncostt－2的影響。其中，dlnincomet－1的影響系數(shù)為1.01，說明第一年人民生活水平的提高可以顯著地促進(jìn)全社會(huì)對(duì)教育事業(yè)的重視和投入，這一方面是由于社會(huì)財(cái)富積累的快速增長(zhǎng)為教育事業(yè)的發(fā)展奠定了資金保證，另一方面體現(xiàn)了人們生活水平提高后對(duì)青少年培養(yǎng)的日益重視。同時(shí)，dlncostt－1與dlncostt－2的影響系數(shù)均為負(fù)值，說明前兩年對(duì)教育投入的擴(kuò)大會(huì)相應(yīng)降低當(dāng)期教育經(jīng)費(fèi)的增長(zhǎng)幅度，體現(xiàn)了國(guó)家對(duì)教育事業(yè)投入穩(wěn)步提高的控制。

隨后，對(duì)各階系數(shù)的聯(lián)合顯著性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，方程(3)與方程(4)以及兩個(gè)方程作為一個(gè)整體的系數(shù)均高度顯著。對(duì)殘差自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，可以接受殘差“無自相關(guān)”的原假設(shè)。因而我們可以進(jìn)一步檢驗(yàn)估計(jì)出來的VAR系統(tǒng)是否穩(wěn)定，檢驗(yàn)結(jié)果如圖4所示:

圖4 VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

圖4中，所有特征值均在單位根之內(nèi)，故此VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的，滿足建立脈沖響應(yīng)函數(shù)的條件，可以進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)分析，也為下一步的格蘭杰因果檢驗(yàn)奠定基礎(chǔ)。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

考察人均可支配收入的增長(zhǎng)幅度dlnincome與教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度dlncost的格蘭杰因果關(guān)系，結(jié)果如下表所示:

Equation Excluded chi2 df Prob＞chi2 dlnincome dlncost 8.406 3 0.038 dlnincome ALL 8.406 3 0.038 dlncost dlnincome 34.071 3 0.000 dlncost ALL 34.071 3 0.000

上表顯示，無論是以dlncost還是dlnincome為被解釋變量，其p值均小于0.05的臨界值。因此二者互為格蘭杰原因。我們可以將其解釋為因果關(guān)系，即人均可支配收入的增長(zhǎng)幅度變動(dòng)是引起教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度變動(dòng)的原因，同時(shí)，教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度變動(dòng)是人均可支配收入增長(zhǎng)幅度變動(dòng)的原因。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

下左圖為教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度對(duì)其自身的沖擊效應(yīng)圖，圖中顯示當(dāng)教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度有一個(gè)正的沖擊時(shí)，在2期內(nèi)下降，隨后上升，在第4期后逐漸恢復(fù)到平穩(wěn)狀態(tài);下右圖為教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度對(duì)人均可支配收入增長(zhǎng)幅度的沖擊效應(yīng)圖，當(dāng)教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度有一個(gè)正的沖擊時(shí)，人均可支配收入增長(zhǎng)幅度在1期內(nèi)下降，隨后逐漸恢復(fù)到平穩(wěn)狀態(tài)，大約在第6期后波動(dòng)效應(yīng)消失;下左圖顯示了當(dāng)人均可支配收入增長(zhǎng)幅度給教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度一個(gè)正的沖擊后，教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)幅度首先會(huì)提高，然后下降，大約8期過后逐漸恢復(fù)到平穩(wěn)狀態(tài);下右圖表明當(dāng)人均可支配收入增長(zhǎng)幅度給其自身一個(gè)正的沖擊后，其自身首先緩慢提高，然后下降，最后在8期左右恢復(fù)到平穩(wěn)狀態(tài)。

四、結(jié)論及政策建議

1978年以來我國(guó)歷年的城鄉(xiāng)居民人均可支配收入與國(guó)家歷年對(duì)教育事業(yè)的投入水平有著相互的因果關(guān)系，一方面即教育的收入效應(yīng)，教育投入的擴(kuò)大提高了教育收益率，教育事業(yè)的普及進(jìn)而對(duì)于提高人民知識(shí)水平和工作質(zhì)量乃至生活水平具有正向推動(dòng)作用;另一方面，人民生活水平的提高帶來了充足的社會(huì)財(cái)富積累，為全社會(huì)對(duì)教育事業(yè)進(jìn)一步的投入奠定了堅(jiān)實(shí)的資金基礎(chǔ)，增強(qiáng)了人們投資教育的積極性，提高了我國(guó)人力資本水平、增加了人力資本儲(chǔ)備。同時(shí)，國(guó)家對(duì)教育事業(yè)歷年的投入巨大，教育的提升和普及的作用并不是立竿見影，而是會(huì)在隨后的時(shí)間里逐步顯現(xiàn)。在教育帶動(dòng)收入的漫長(zhǎng)過程中，包括教育投入耗費(fèi)財(cái)政資源巨大、教育資源分配不均勻、教育水平發(fā)展不均衡對(duì)社會(huì)和諧造成不安定因素以及教育產(chǎn)業(yè)過度開發(fā)、社會(huì)需求短時(shí)間內(nèi)難以消化等問題，不利于整個(gè)社會(huì)人民收入水平的提高。但是我們并不能夠因?yàn)榻逃顿Y所存在的種種瑕疵忽視教育對(duì)全社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造的潛在作用。相反，我們應(yīng)充分認(rèn)識(shí)到教育的收入效應(yīng)及其滯后性，即教育的前期投入對(duì)民生質(zhì)量、收入分配、綜合素質(zhì)、社會(huì)進(jìn)步等問題的促進(jìn)作用會(huì)逐漸顯現(xiàn)。本文就上述研究?jī)?nèi)容針對(duì)性地提出兩條政策建議作為參考。

首先，教育的效果不會(huì)在短時(shí)間內(nèi)顯現(xiàn)，因而我們要保持對(duì)教育投資的信心，“知識(shí)改變命運(yùn)，學(xué)習(xí)成就未來”，加強(qiáng)教育對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展意義的認(rèn)識(shí)，繼續(xù)推進(jìn)教育優(yōu)先發(fā)展，持續(xù)加大對(duì)教育事業(yè)的投資，增加教育投入占國(guó)家公共財(cái)政支出的比重，完善各個(gè)級(jí)別各類院校的師資配備以及硬件條件，逐步提升教學(xué)質(zhì)量，辦人民滿意的教育。另外，注重教育投資在時(shí)間、地域上的平衡，保證穩(wěn)定、科學(xué)、循序漸進(jìn)地增加教育投入的同時(shí)，根據(jù)不同地區(qū)教育產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀采取不同的發(fā)展策略，注重地域教育之間的平衡發(fā)展，促進(jìn)社會(huì)穩(wěn)定發(fā)展。

其次，可支配收入的增加對(duì)于社會(huì)財(cái)富的積累以及社會(huì)對(duì)于教育事業(yè)的投資積極性都有很大的作用。通過大力發(fā)展社會(huì)經(jīng)濟(jì)，增加人民收入來源，同時(shí)針對(duì)科教產(chǎn)業(yè)采取一定政策傾斜。保證人們?cè)诓粩嗵岣呷司芍涫杖胨降耐瑫r(shí)，增加人們對(duì)教育產(chǎn)業(yè)的關(guān)注和重視。

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