(西北大學經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710127)

區(qū)域異質性、教育投入與經(jīng)濟績效
——基于2004-2013年31個省市的面板數(shù)據(jù)

宋丹丹

(西北大學經(jīng)濟管理學院，陜西 西安 710127)

本文采用改造的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，利用2004-2013年31個省市相關數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，分析我國教育投入與經(jīng)濟績效間關系。結果表明，總體而言，教育投入與經(jīng)濟績效間有顯著正向關系。但因各地經(jīng)濟水平存在差異，故筆者按東、東北、中、西部四個區(qū)域分別分析教育投入與經(jīng)濟績效間的關系。結果表明經(jīng)濟發(fā)展水平處于兩端的區(qū)域，教育投入對經(jīng)濟的促進作用更顯著，即東、西部教育投入對經(jīng)濟績效正向促進作用通過了1%水平顯著性檢驗；經(jīng)濟發(fā)展處中等水平的東北、中部地區(qū)僅通過5%水平顯著性檢驗，顯著性略差。

區(qū)域差異；教育投入；經(jīng)濟績效

一、 文獻綜述

信息化背景下，我國要實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，重點是將人口劣勢轉為人力資本優(yōu)勢，實現(xiàn)該目標關鍵在于大力發(fā)展教育，即增加教育投入。以日本、歐美為代表的發(fā)達國家均通過增加教育投入來提升人力資本以提高國家核心競爭力。我國在20世紀90年代提出“科教興國”基本國策，2012年政府工作報告中，溫總理又強調進一步實施科教興國、人才強國戰(zhàn)略?？梢?，教育對一國經(jīng)濟增長確實有重要作用，教育投入與經(jīng)濟增長間的關系有一定研究價值。

國外對教育投入與經(jīng)濟增長間關系的研究可追溯到20世紀60年代。Solow(1957)將教育變量內生化在經(jīng)濟增長模型中分析。Helms(1985)利用美國48州1965-1979年數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)加大教育投入可提高以個人收入表示的經(jīng)濟增長。Easterly和Rebelo(1993)認為公共教育投資與經(jīng)濟增長存在正向關系。國內對于這方面研究起步較晚，且多為定性分析。趙樹寬等(2011)以VAR模型為基礎，運用Johansen協(xié)整檢驗、Granger 因果檢驗和脈沖響應函數(shù)等研究我國高教與經(jīng)濟增長的長期動態(tài)關系。另一些學者用新古典經(jīng)濟增長模型，加入教育因素后展開研究。邱明星(2012)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，測算2000-2008年江蘇高教對經(jīng)濟貢獻度，得出高等教育投入對經(jīng)濟增長有正向作用。

經(jīng)整理，筆者發(fā)現(xiàn)國內文獻多研究高教與經(jīng)濟增長間關系，鮮有學者考慮區(qū)域經(jīng)濟異質性引起的教育投入對經(jīng)濟促進作用的顯著性差異。為彌補該不足，本文采用修正的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，利用2004-2013年我國31個省市面板數(shù)據(jù)，建立相關模型，運用stata12.0檢驗了教育投入在區(qū)域經(jīng)濟差異背景下對經(jīng)濟績效的影響作用。

二、理論分析與假設

(一) 教育投入與我國整體經(jīng)濟績效的關系

教育投入對經(jīng)濟績效的影響并非直接的，要有一定的理論和數(shù)據(jù)支持。教育投入績效通過人來表現(xiàn)，該表現(xiàn)分兩種：一種是教育投入產(chǎn)出高素質人才，從而形成一國人力資本，提高勞動生產(chǎn)率，最終促進一國經(jīng)濟發(fā)展；另一種是為社會營造高效的氛圍，提升生活質量，提高社會福祉，這也是經(jīng)濟增長的一種表現(xiàn)?？梢姡黾咏逃度胝w上對我國經(jīng)濟增長有顯著正向促進作用。故有以下假設：

假設1：教育投入對我國經(jīng)濟績效有顯著正促進作用；

(二) 教育投入對區(qū)域經(jīng)濟績效的異質性

教育投入對經(jīng)濟績效促進作用已得到認可，但區(qū)域經(jīng)濟差異性，是否影響其教育投入對經(jīng)濟績效的作用？宏觀上，各省經(jīng)濟增長是基于要素投入、管理創(chuàng)新和政策優(yōu)勢等因素合理配置，我們無法將教育從中分離，故無法判斷教育投入在經(jīng)濟增長中的實際作用。微觀上，雖教育投入對經(jīng)濟具有促進作用，但并不能肯定各區(qū)域的促進作用就一定顯著。教育投入作用于勞動力要素，加大教育投入可將勞動密集型優(yōu)勢轉人力資本優(yōu)勢，但不同時期、不同區(qū)域的勞動力投入在經(jīng)濟增長過程中有顯著的效率差異，故不同區(qū)域教育投入與經(jīng)濟績效間必然有差異。

東部地區(qū)經(jīng)濟水平高，是我國經(jīng)濟發(fā)展的領頭羊，增加教育投入一方面為其創(chuàng)造優(yōu)質環(huán)境，另一方面也吸引高質量人力資源涌向東部，故其教育投入對其經(jīng)濟績效具有極其顯著正向作用；西部地區(qū)經(jīng)濟落后，提升空間大，加大教育投入具有更持久的增長驅動力；而東北、中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展處中游水平，其教育投入對經(jīng)濟促進作用無東、西部顯著，故筆者嘗試性地提出按經(jīng)濟發(fā)展高低水平看，教育投入對東、東北、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長正向促進作用的顯著性呈U型分布。故有如下假設：

假設2：教育投入對經(jīng)濟水平領先的東部地區(qū)經(jīng)濟績效有顯著正促進作用；

假設3：教育投入對經(jīng)濟水平落后的西部地區(qū)經(jīng)濟績效有顯著正促進作用；

假設4：教育投入對經(jīng)濟水平處中游的東北、中部地區(qū)經(jīng)濟績效具有正向促進作用，但顯著性略低于東、西部地區(qū)；

假設5：按區(qū)域經(jīng)濟異質性，教育投入對東、東北、中、西部地區(qū)經(jīng)濟增長的正促進的顯著性呈U型分布。

三、數(shù)據(jù)與模型設定

(一)模型設定

基礎柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

Y=AKαLβ

其中，A是技術水平常數(shù)，K是固定資本投入量，L為勞動投入量，Y是產(chǎn)出量，α是資本產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)，且α>0，β>0，α+β=1。

因勞動力L可表示為初始勞動力L0和教育投入E乘積，故柯布-道格拉斯函數(shù)變?yōu)椋?/p>

為排除數(shù)據(jù)收集誤差，對上式取自然對數(shù)，變形后有如下方程：

lnYit=α0+αlnKit+βlnLit+γlnEit+uit

其中，Yit是i區(qū)域t時期的國內生產(chǎn)總值，表示經(jīng)濟績效；Kit表示i區(qū)域t時期社會固定資產(chǎn)投入；Lit表示i區(qū)域t時期年末就業(yè)人員；Eit表示i區(qū)域t時期教育投入；α0為常數(shù)項，α為物質資本投入彈性，β為勞動力投入彈性，γ是教育投入彈性，uit為隨機誤差值。

(二)變量和數(shù)據(jù)說明

考慮到數(shù)據(jù)易獲得和全面性，選擇GDP為衡量經(jīng)濟績效的指標；用全社會固定資產(chǎn)投資額代表物質資本K；勞動量L用年末就業(yè)人員數(shù)表示。因我國統(tǒng)計年鑒中對于預算外支出只有一個大概的數(shù)據(jù)，故教育支出E采用一般預算內教育支出。以上數(shù)據(jù)均來自各省統(tǒng)計和教育年鑒，對于個別年份缺失值，通過求平均值法計算得到。表1為變量描述性統(tǒng)計。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)全樣本檢驗

正式回歸前，針對可能存在的偽回歸現(xiàn)象，需對資本、勞動和教育投入進行多重共線性檢驗，但因本文重在研究教育投入與經(jīng)濟績效間關系，故可不考慮解釋變量間多重共線性。對于面板數(shù)據(jù)分析法的選擇：首先使用Stata12.0進行LM檢驗，p值為0.0000，故拒絕“不存在個體隨機效應”的原假設，認為在“隨機效應”與“混合效應”間，應選“隨機效應”；再進行Hausman檢驗，p值為0.0000，故拒絕原假設，認為應使用“固定效應”模型；最終采用面板數(shù)據(jù)“固定效應”模型進行分析(見表2)，為了比較，表2 還給出了混合OLS(模型1)和隨機效應(模型2)估計結果。

表2 全樣本檢驗

注：括號內為參數(shù)t估計值，***、**、*分別代表1%、5%、10%顯著水平。

從固定效應結果看，全樣本檢驗下三種模型顯示我國31個省教育投入對經(jīng)濟績效的影響均通過顯著性檢驗。尤其是模型3固定效應的估計通過1%水平顯著性檢驗，表明31個省教育支出與經(jīng)濟增長間存在顯著正向關系，這與假設1一致，即在全球信息化背景和我國人才興國政策指導下，應重視教育投入，輸送更多與時俱進的人力資本，拉動經(jīng)濟快速增長。在固定效應估計結果中，物質資本K和勞動力L也通過了顯著性檢驗且系數(shù)為正，與傳統(tǒng)理論一致。

(二)分區(qū)域檢驗

因各地經(jīng)濟水平不同，雖總體上教育支出對經(jīng)濟增長呈顯著正向促進作用，但教育投入對不同經(jīng)濟水平下區(qū)域經(jīng)濟增長的正向促進作用的顯著性有一定差異。依慣例，本文分東、中、東北和西部四大區(qū)域進行研究，分析教育投入對區(qū)域經(jīng)濟異質下經(jīng)濟增長的差異(見表3)。

表3 分區(qū)域樣本檢驗

從表3結果看出，不同區(qū)域教育投入對經(jīng)濟增長作用的顯著性不同，具體如下：一，東部地區(qū)(模型1)和西部地區(qū)(模型4)均通過了1%水平正顯著性檢驗，說明這兩個區(qū)域教育投入對經(jīng)濟增長促進作用極為明顯。東部地區(qū)教育支出對其經(jīng)濟正向促進作用最明顯，系數(shù)為50.73%，是因東部地區(qū)沿海，不管是工、農(nóng)、交通運輸業(yè)還是新興互聯(lián)網(wǎng)業(yè)發(fā)展水平都較高，與海外有密切的經(jīng)濟聯(lián)系。另受國家政策、地理優(yōu)勢等因素影響，經(jīng)濟發(fā)展迅速，產(chǎn)業(yè)集聚和城市化水平遠高于其它地區(qū)，對其它地區(qū)人力資本產(chǎn)生強大“虹吸”引力，使全國人力資本流向東部，大量人才需配備大量教育資源，教育投入增加又使人力資本量增多，進而提升該區(qū)域經(jīng)濟水平，與假設2一致；二，西部地區(qū)經(jīng)濟排名位于四大區(qū)域末端，經(jīng)濟水平落后，但教育投入對其經(jīng)濟增長的促進作用也通過了1%顯著性檢驗，系數(shù)為正44.06%。原因在于西部大開發(fā)政策使其經(jīng)濟迅速崛起。東、西部經(jīng)濟發(fā)展水平雖在絕對值上不斷擴大，但西部經(jīng)濟增速卻遠大于其他地區(qū)。正因西部有較大提升空間，故教育投入對西部經(jīng)濟增長促進作用也越發(fā)明顯，與假設3相符；三，再看東北(模型2)、中部地區(qū)(模型3)估計結果，兩地均通過了5%水平正顯著性檢驗，與東、西部相比，顯著性略差，與假設4一致。這是因為東北、中部地區(qū)經(jīng)濟一直處中游水平，因其無東部經(jīng)濟發(fā)達，也無西部經(jīng)濟增速快，故教育投入對經(jīng)濟促進作用一直不慍不火，政策制定者需針對該區(qū)域發(fā)展特色制定與之適應的最優(yōu)教育投入規(guī)模。故有與假設5一致的結論，即按經(jīng)濟發(fā)展從高至低，教育支出對東、東北、中、西部經(jīng)濟增長正向作用的顯著性呈U型。

五、結論

從回歸結果看，中國31個省教育投入與經(jīng)濟績效有顯著正向關系，說明教育投入能促進我國經(jīng)濟增長。重點在于，區(qū)域經(jīng)濟異質背景下教育投入對經(jīng)濟增長影響存在差異，經(jīng)濟發(fā)展處于領先地位的東部地區(qū)和經(jīng)濟落后的西部地區(qū)教育投入與經(jīng)濟績效有顯著正向關系；而經(jīng)濟發(fā)展較穩(wěn)定，處于中等水平的東北、中部地區(qū)教育投入與經(jīng)濟績效正促進顯著性略差些。這種差異可能與國家對東、西部經(jīng)濟和教育扶持政策有關。

筆者認為，為使教育投入經(jīng)濟產(chǎn)出最大，應按區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展異質性，著力增加東、西部教育投入，對中、東北部應制定最優(yōu)投入規(guī)模，進而最大化促進該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。當然，本文只是籠統(tǒng)地研究了教育投入對各區(qū)域經(jīng)濟績效的影響，至于政府在制定教育投入計劃時按不同區(qū)域，到底是同時加大各類教育投入還是分高等教育和基礎教育按地區(qū)所需投入，有待筆者和各位學者的進一步研究。

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