基于誤差修正模型的教育投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

摘要：文章采用協(xié)整、誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)、方差分解等方法，利用我國1952年~2006年的數(shù)據(jù)，得出了教育投資對經(jīng)濟(jì)增長教育投資的長期和短期彈性，以及兩者之間的互動關(guān)系。

關(guān)鍵詞：教育投資；誤差修正模型；Granger因果檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)；方差分解

一、 引言

一般認(rèn)為教育投資對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用：一是從即期或近期來看，教育投資直接構(gòu)成社會投資或消費(fèi)的一部分直接影響經(jīng)濟(jì)增長；同時(shí)教育投資通過產(chǎn)業(yè)的關(guān)聯(lián)性和乘數(shù)效應(yīng)間接影響經(jīng)濟(jì)增長。二是從長期來看，教育投資作為一種人力資本投資，能大大提高勞動者素質(zhì)，促進(jìn)科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，以此對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生巨大影響。20世紀(jì)下半葉以來，教育投資作為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一逐步得到了學(xué)術(shù)界的普遍認(rèn)可，而且不少經(jīng)驗(yàn)研究也不斷證實(shí)了教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的巨大貢獻(xiàn)。著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家舒爾茨對1929年~1957年美國教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作了定量研究，結(jié)論是：各級教育投資的平均收益率為17%；教育投資增長的收益占勞動收入增長的比重為70%；教育投資增長的收益占國民收入增長的比重為33%。

Helms（1985）利用美國48個(gè)州1965年~1979年數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)，增加教育投資可以提高以個(gè)人收入表示的經(jīng)濟(jì)增長；Easterly和Rebelo（1993）也發(fā)現(xiàn)公共教育投資與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)；Bosworth和Collins （1996）估計(jì)了亞洲七國人均教育投資對人均產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)份額，指出教育是東亞經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉。

國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了諸多實(shí)證研究。林榮日（2000）運(yùn)用人力資本—教育收益率法測算1982年~1995年我國教育對經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際貢獻(xiàn)率為10.46%；喬晶（2005）利用協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)方法研究我國教育投入和經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系，認(rèn)為增加教育投入有助于促進(jìn)我國實(shí)際經(jīng)濟(jì)總量的增長，經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展水平?jīng)Q定著教育投入的規(guī)模；范柏乃、來雄翔（2005）運(yùn)用廣義差分回歸分析考察了我國教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，1952年~1978年教育投資的貢獻(xiàn)率為22.8%，1978年~2003年為29.7%； 馮利英（2006）在生產(chǎn)函數(shù)的投入向量中加入教育投入變量，運(yùn)用內(nèi)蒙古自治區(qū)數(shù)據(jù)測算了各變量的相關(guān)系數(shù)，認(rèn)為教育投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響很大。由于研究角度、研究方法、研究對象和研究樣本的不同，上述研究得出的結(jié)論也不盡相同，但歸納起來，現(xiàn)有的文獻(xiàn)主要存在三點(diǎn)不足：一是部分研究假定經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)平穩(wěn)。實(shí)際上很大一部分宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)具有時(shí)間趨勢，顯示出非平穩(wěn)的特征，如果直接回歸，可能導(dǎo)致虛假回歸問題。二是部分研究采用向量自回歸模型（VAR）。眾所周知，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則應(yīng)用向量誤差修正模型（VEC）進(jìn)行分析。三是缺乏對兩者互動關(guān)系的研究。鑒于此，本文運(yùn)用協(xié)整的相關(guān)理論，利用我國1952年~2003年度數(shù)據(jù)對教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，測算兩者的長期和短期彈性、檢驗(yàn)兩者是否存在因果關(guān)系以及分析兩者的互動關(guān)系。

二、 教育投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

1． 數(shù)據(jù)指標(biāo)說明和單位根檢驗(yàn)。我國教育投資的來源主要有國家財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)、預(yù)算外教育經(jīng)費(fèi)、社會團(tuán)體和公民個(gè)人辦學(xué)經(jīng)費(fèi)、社會捐資和集資辦學(xué)經(jīng)費(fèi)、學(xué)雜費(fèi)、其他教育經(jīng)費(fèi)等。我國國家財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)是教育投資的主體，2006年預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占全部教育經(jīng)費(fèi)的59%，我國各統(tǒng)計(jì)年鑒中還沒有1952年~1978年期間教育經(jīng)費(fèi)總投入的統(tǒng)計(jì)數(shù)字，因此本文采用國家財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)的投入來衡量我國的教育投資，采用宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP反映經(jīng)濟(jì)增長。用于分析的數(shù)據(jù)全部來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的相關(guān)各期及《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，樣本為1952年~2006年的年度數(shù)據(jù)。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，本文對國家財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)（EDU）和GDP進(jìn)行了自然對數(shù)變換，分別記為LEDU和LGDP。

注：（1）檢驗(yàn)類型中c，t，q分別代表檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭泻谐?shù)項(xiàng)、趨勢變量、滯后階數(shù)；（2）滯后期q的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC和SC值最小為準(zhǔn)則；（3）△表示一階差分。

在乎平穩(wěn)的時(shí)間序列中，如果遇到外在的沖擊，只會造成暫時(shí)性的影響，隨著時(shí)間的推移，該沖擊的效果將會消失，而使得時(shí)間序列回復(fù)到長期的均衡水平。絕大多數(shù)宏觀經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量都是非平穩(wěn)的，時(shí)序變量的非平穩(wěn)性將改變普通最小二乘法估計(jì)值的漸進(jìn)分布結(jié)果，導(dǎo)致虛假回歸。本文采用擴(kuò)展的Diekey-Fuller法（ADF）對LEDU和LGDP進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。

從表1可知，LEDU和LGDP是非平穩(wěn)序列，而經(jīng)過一階差分后，序列不存在單位根，已經(jīng)是平穩(wěn)的，即序列LEDU和LGDP都是一階單整序列。換言之，均為非平穩(wěn)時(shí)間序列的LEDU和LGDP不能夠用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論來構(gòu)建模型，為此，我們使用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論以及誤差修正模型來研究兩者之間的長期均衡及短期動態(tài)關(guān)系。

2． 教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡關(guān)系--協(xié)整檢驗(yàn)。雖然時(shí)間序列LEDU和LGDP是非平穩(wěn)的，但是它們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這種線性組合反映了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，也即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整的意義就在于它揭示了變量之間是否存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)要求變量具有相同的單整階數(shù)。對變量的協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì)普遍采用的是Johansen的極大似然跡檢驗(yàn)和估計(jì)及EG兩步法。在只有兩個(gè)時(shí)間序列的情況下，只可能存在一個(gè)線性的協(xié)整關(guān)系，而在兩個(gè)時(shí)間序列存在唯一的協(xié)整關(guān)系時(shí)，EG兩步法非常有效。因此，本文對都是I（1）序列的LEDU和LGDP采用EG兩步法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。運(yùn)用普通最小二乘法對LEDU和LGDP序列進(jìn)行回歸擬合，得：

LGDPt=3.983+0.971LEDUt（1）

（46.747）（58.151）

R2=0.985 調(diào)整的R2=0.985DW＝0.341F＝3 381.500

一般來說，經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列中自相關(guān)現(xiàn)象比較常見，主要是由經(jīng)濟(jì)變量的滯后性帶來的。可以根據(jù)擬合結(jié)果的DW值（DW值越接近于2越好）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)性，在方程（1）中，由于DW值等于0.341，所以，方程存在較為嚴(yán)重的一階自相關(guān)現(xiàn)象。如果仍然利用方程（1）做回歸分析，將會導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)值雖是無偏的，但不是有效的，顯著性檢驗(yàn)失效，預(yù)測失敗等。因此，需要加入適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，解決模型的自相關(guān)性問題，回歸方程如下：

LGDPt=0.291+0.178LEDUt-0.389LEDUt-1+1.602LGDPt-1

t統(tǒng)計(jì)值（1.500） （2.168）（-3.886） （11.177）

+0.292LEDUt-2-0.675LGDPt-2 （2）

（-3.747） （-4.653）

R2＝0.999DW＝1.843F＝6 743.629

LM（1）＝0.831LM（2）＝0.904LM（3）＝2.752LM（4）＝3.133

當(dāng)方程加入滯后項(xiàng)時(shí)，DW檢驗(yàn)自相關(guān)現(xiàn)象失效，需進(jìn)行拉格朗日檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)方程的LM值。根據(jù)方程的LM值，發(fā)現(xiàn)方程通過拉格朗日檢驗(yàn)，說明模型的自相關(guān)性得以消除。方程（2）的擬合優(yōu)度令人滿意，變量參數(shù)顯著不為零，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量表明方程顯著成立，回歸方程統(tǒng)計(jì)性質(zhì)良好。

對回歸方程的殘差序列ut做單位根檢驗(yàn)，根據(jù)AIC和SC原則，選擇滯后1期，由于方程（2）有截距項(xiàng)，因此，檢驗(yàn)殘差的穩(wěn)定性無需再加截距項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)ADF值為-6.402，小于1%顯著性水平的臨界值-2.613，殘差項(xiàng)不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即LEDU和LGDP存在唯一的協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整表達(dá)式可以看出，從長期看，教育投資對GDP的彈性為1.11[（0.178-0.389+0.292）/（1-1.602+0.675）]，即教育投資每增長1%，GDP將增長1.11%，表明了長期內(nèi)教育投資對GDP的拉動作用非常顯著。

3．教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的短期波動關(guān)系——誤差修正模型。LEDU和LGDP的協(xié)整關(guān)系僅僅是一種長期的均衡關(guān)系，我們還要了解教育投資與經(jīng)濟(jì)增長之間的短期波動關(guān)系，即短期調(diào)整關(guān)系。Granger表示定理指出：如果兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么一定可以用誤差修正模型來表示。誤差修正模型是一個(gè)短期波動模型，由于該模型可以有效地吸收時(shí)間序列模型和經(jīng)典計(jì)量模型的優(yōu)點(diǎn)并克服它們的缺點(diǎn)，因此得到了廣泛的應(yīng)用。根據(jù)Hendry從一般到特殊的動態(tài)建模方法，從滯后4期的方程開始，刪除不顯著的變量，得到LEDU和LGDP的誤差修正方程：

△LGDPt=0.004+0.168△LEDUt-0.364△LEDUt-1+0.321

t統(tǒng)計(jì)值 （0.167） （1.980） （-3.100） （2.256）

△LEDUt-2+1.635△LGDPt-2-0.796△LGDPt-2-0.945ECMt-1

（3.251）（-2.227） （-1.853）

R2＝0.569DW＝2.016F＝9.257LM（1）＝0.421LM（2）＝1.676

誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)ECM反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度，從估計(jì)值來看，ECM系數(shù)小于零，符合負(fù)反饋修正機(jī)制，對偏離長期均衡的調(diào)整幅度為94.5%，即教育投資以94.5%的速度從反向向長期均衡狀態(tài)調(diào)整，對下年GDP增長產(chǎn)生影響，這表明短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度高，它們的波動幅度較大。誤差修正模型的差分項(xiàng)反映了短期教育投資波動對GDP的影響，可看出，教育投資對GDP的短期彈性為0.77 [（0.168-0.364+0.321）/（1-1.635+0.796）]，這反映了教育投資對GDP增長存在滯后效應(yīng)，當(dāng)期教育投資并不能完全體現(xiàn)在GDP增長上。

值得注意的是，滯后一期的教育投資對GDP的增長彈性為-0.364，這是一個(gè)令人詫異的結(jié)果，負(fù)彈性意味著教育投資的增加對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是負(fù)值，它和經(jīng)濟(jì)理論相矛盾。我們認(rèn)為，造成這一統(tǒng)計(jì)結(jié)果的原因主要有：一是存在低替代效應(yīng)，當(dāng)政府增加教育投資時(shí)，就不得不減少其它方面如固定資產(chǎn)的投資，而教育投資所帶動的即期乘數(shù)效應(yīng)遠(yuǎn)不及固定資產(chǎn)等投資所帶動的即期乘數(shù)效應(yīng)。二是產(chǎn)生擠出效應(yīng)。我國作為中低收入國家，教育投資收益率低于同等收入國家的平均水平，并且低于世界平均水平，尤其是高等教育的收益率，中低收入國家平均水平為11.4%，世界平均水平為10.7%，而我國只有5.05%，其根本原因在于教育體制的不健全和管理的不合理。因此，在政府通過征稅獲得的教育投資的邊際收益低于微觀主體在未征稅情況下的教育投資邊際收益時(shí)，將會產(chǎn)生擠出效應(yīng)，政府的教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)將會是負(fù)作用。

4． 教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果證明我國經(jīng)濟(jì)增長與教育投資存在著某種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。若系統(tǒng)中的各變量均為I（1）序列且不存在協(xié)整關(guān)系，可以根據(jù)差分VAR模型進(jìn)行變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)；若系統(tǒng)中的各變量均為I（1）序列且存在協(xié)整關(guān)系，則須根據(jù)向量誤差修正（VEC）模型來進(jìn)行變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)。VEC模型是推廣到VAR系統(tǒng)的誤差修正模型，它包含了對諸變量施加協(xié)整約束條件，應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時(shí)間序列建模。由于LEDU和LGDP均為I（1）序列且存在協(xié)整關(guān)系，本文根據(jù)VEC模型來進(jìn)行變量間的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。首先根據(jù)AIC最小原則，建立滯后為3的兩變量VEC模型：

△LGDPt=-0.016ECMt-1-0.229△LEDUt-1+0.133△LEDUt-2+0.047△LEDUt-3+0.904△LEDPt-1-0.133△LEDPt-2-0.254△LEDPt-3+0.056（3）

△LEDUt=-0.203ECMt-1+0.144△LEDUt-1+0.004△LEDUt-2+0.555△LEDUt-3+0.471△LGDPt-1+0.093△LGDPt-2-0.982△LGDPt-3+0.050 （4）

對VEC模型方程的回歸殘差序列進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩個(gè)殘差序列均滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，驗(yàn)證了模型的有效性。同時(shí)VEC模型整體的似然函數(shù)值為120.823，AIC和SIC值都相當(dāng)小，分別為-4.284和-3.583，說明模型的整體解釋力強(qiáng)。

如果（3）式中△LEDUt-1、△LEDUt-2、△LEDUt-3的系數(shù)在總體上顯著異于0，則LEDU是LGDP的短期Granger原因，如果誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著不為零，則LEDU是LGDP的長期Granger原因；如果（4）式中△LGDPt-1、△LGDPt-2、△LGDPt-3的系數(shù)在總體上顯著異于0，則LGDP是LEDU的短期Granger原因，如果誤差修正項(xiàng)的系數(shù)顯著不為零，則LGDP是LEDU的長期Granger原因。表2給出了基于VEC模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5％的顯著性水平上接受零假設(shè)，認(rèn)為短期GDP的增長不是教育投資增加的Granger原因，但是長期的因果關(guān)系檢驗(yàn)卻拒絕了這一假設(shè)。這表明，雖然短期內(nèi)GDP增長不是教育投資增加的Granger原因，但是長期內(nèi)GDP增長是教育投資增加的Granger原因。這一結(jié)果并不令人費(fèi)解。長期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長的幅度決定了可用于財(cái)政收入的多少，這就決定了政府用于教育投資的多少，教育投資隨著經(jīng)濟(jì)的增長而增加；短期內(nèi)，我國政府采取\"綜合加專項(xiàng)補(bǔ)助\"的教育經(jīng)費(fèi)撥款方式，教育投資與經(jīng)濟(jì)增長沒有直接聯(lián)系。綜合Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果，教育投資在長短期都可以促進(jìn)GDP的增長，雖然GDP的增長在長期可以增加教育投資，但是短期內(nèi)GDP的增長并不是教育投資增加之因。

5． 教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系。

（1）教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)用以分析來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響，顯示任意一個(gè)變量的擾動通過模型影響所有其他變量，最終又反饋到自身的過程。因此可進(jìn)一步用脈沖響應(yīng)來識別變量GDP或者教育投資的一個(gè)擾動是如何通過模型影響其他變量，而最終又反饋到自身上來的。圖1、圖2分別給出了它們的動態(tài)軌跡①。

根據(jù)圖1，我們可判斷出GDP對教育投資的脈沖響應(yīng)時(shí)間軌跡：GDP對教育投資信息的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動的響應(yīng)，一開始產(chǎn)生負(fù)向響應(yīng)，但從第5年后，GDP開始形成對教育投資的持續(xù)正向響應(yīng)，而且持續(xù)上升。這說明，雖然短期內(nèi)GDP對教育投資的響應(yīng)處于負(fù)響應(yīng)，但從長期來看，教育投資對GDP的正向拉動影響時(shí)限更長、更有效。這一結(jié)論進(jìn)一步支持了協(xié)整的實(shí)證結(jié)果，也說明了GDP增長與教育投資之間存在密切的長期關(guān)系。其經(jīng)濟(jì)意義在于，再次強(qiáng)調(diào)了政府在制定教育投資政策上應(yīng)采取長期政策而非短期政策，這樣才能促進(jìn)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的增長。

根據(jù)圖2，我們可判斷出教育投資對GDP的脈沖響應(yīng)時(shí)間軌跡：GDP的增長對教育投資有非常積極的正向影響，GDP增長1個(gè)百分點(diǎn)，教育投資在當(dāng)期即有明顯的反應(yīng)，當(dāng)年增加2.6個(gè)百分點(diǎn)；隨著時(shí)間推移，教育投資對GDP的脈沖響應(yīng)越來越明顯，在第3年達(dá)到最大值，此時(shí)教育投資增加11.3個(gè)百分點(diǎn)，此后教育投資對GDP的沖擊并沒有明顯減弱趨勢。這也說明了GDP的增長是教育投資增加的源泉。

（2）教育投資與經(jīng)濟(jì)增長的方差分解分析。方差分解方法是研究模型的動態(tài)特征。方差分解不僅是樣本期間以外的因果關(guān)系檢驗(yàn)，而且將每個(gè)變量的單位增量分解為一定比例的自身原因和其他變量的貢獻(xiàn)。利用VEC模型對LGDP和LEDU進(jìn)行方差分解，結(jié)果如表3所示。LGDP的方差分解結(jié)果表明，到第10年時(shí)GDP本身的貢獻(xiàn)高達(dá)97.96%，教育投資的貢獻(xiàn)只占2.04%；LEDU的方差分解中，第1年GDP的貢獻(xiàn)只有8.63%，而到的10年時(shí)，GDP的貢獻(xiàn)高達(dá)84.14%，教育投資自身的貢獻(xiàn)只占15.86%。方差分解的分析驗(yàn)證了Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)論：短期內(nèi)GDP的增長不是教育投資增加之因。

三、 結(jié)論與思考

本文使用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具，對我國教育投資和GDP的關(guān)系進(jìn)行了研究，結(jié)論如下：（1）協(xié)整檢驗(yàn)表明教育投資和GDP存在長期均衡關(guān)系，教育投資對GDP的長期彈性為1.11，說明1952年~2006年間，教育投資對我國GDP的增長具有極大的促進(jìn)作用。（2）ECM模型表明教育投資對GDP的短期彈性為0.77，反映了教育投資對GDP增長存在滯后效應(yīng)；滯后一期的教育投資對GDP的增長彈性為-0.364，原因是我國教育投資存在替代效應(yīng)、擠出效應(yīng)及投資效益不高。（3）因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明教育投資在長短期都可以促進(jìn)GDP的增長，雖然GDP的增長在長期可以增加教育投資，但是短期內(nèi)GDP的增長并不是教育投資增加之因。（4）從脈沖響應(yīng)和方差分解分析來看，GDP的增長與教育投資相互作用，但長期內(nèi)GDP對教育投資的影響要遠(yuǎn)大于后者對前者的影響。

2006年我國的財(cái)政性教育投資總量占GDP的比重為3.0%，低于1995年發(fā)達(dá)國家5.5%及發(fā)展中國家4.6%的水平，因此增加財(cái)政對教育的支持力度也就成為科教興國戰(zhàn)略的必然選擇。政府在制定發(fā)展戰(zhàn)略時(shí)，應(yīng)充分認(rèn)識到經(jīng)濟(jì)增長→教育投資增加→人力資本提高→經(jīng)濟(jì)增長→……這個(gè)內(nèi)生循環(huán)傳導(dǎo)機(jī)制以及教育投資和經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的良性互動關(guān)系，在重視教育投資總量的同時(shí)，還要重視教育投資與經(jīng)濟(jì)增長相協(xié)調(diào)，避免教育經(jīng)費(fèi)隨意被擠占，重視教育投資的結(jié)構(gòu)、教育資源的優(yōu)化配置和使用效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與教育的良性互動發(fā)展。

注釋：

①圖1、圖2中的橫坐標(biāo)代表沖擊發(fā)生后的時(shí)間間隔，縱坐標(biāo)代表沖擊的力度，圖中的實(shí)線為脈沖響應(yīng)曲線，虛線為響應(yīng)函數(shù)值加或者減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間。

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4．王金營著．人力資本與經(jīng)濟(jì)增長理論與實(shí)證．北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2001．

作者簡介：饒華春，廣東金融學(xué)院講師，暨南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

收稿日期：2008-02-28。

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