遼寧省政府教育支出與經(jīng)濟增長的協(xié)整關系研究

摘 要：本文運用非限制性VAR模型方法，采用1980—2007年的年度數(shù)據(jù)，對振興背景下遼寧省政府教育支出與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關系進行了實證研究。研究表明，自2003年實施老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略以來，經(jīng)濟增長與教育支出均出現(xiàn)增長拐點，遼寧省政府教育支出對經(jīng)濟增長的拉動作用更加明顯，而在短期內這種拉動作用并不明顯，教育支出與經(jīng)濟增長存在著長期的均衡關系，短期波動與長期均衡構成了遼寧省經(jīng)濟增長與政府教育支出兩者之間的運動軌跡。基于以上結論，本文提出了若干政策建議。

關鍵詞：遼寧省；政府教育支出；經(jīng)濟增長；協(xié)整關系

中圖分類號：F123.16 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X（2009）06-0017-04

一、問題的提出

科教興國戰(zhàn)略是我國的強國戰(zhàn)略，繼科教興國戰(zhàn)略之后，我國又進一步實施了東北老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略，這兩大戰(zhàn)略使得研究教育支出與經(jīng)濟增長之間的定量關系有著重要的理論意義與現(xiàn)實意義。當前，在振興背景下評價政府教育支出對經(jīng)濟振興的重要作用構成了東北老工業(yè)基地振興績效評估的重要組成部分。這對于當前我國政府擴大教育支出、刺激經(jīng)濟增長有著巨大的理論意義與現(xiàn)實意義，從而能夠為政府決策提供參考依據(jù)。

國內外研究教育支出與經(jīng)濟增長之間關系的成果已經(jīng)很多。舒爾茨發(fā)現(xiàn)美國戰(zhàn)后農業(yè)生產的增長中有80%是由教育以及與教育密切相關的科學技術所引起的。加西亞等人用美國48個州的超過14年的數(shù)據(jù)來估計由公共財政提供的教育的彈性系數(shù)，發(fā)現(xiàn)教育對促進當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的貢獻很大。但上述文獻沒有單獨分析高等教育對經(jīng)濟增長的影響。桑德斯通過對美國50個州的高等教育與州GDP的研究，發(fā)現(xiàn)不能得出高等教育支出會促進區(qū)域經(jīng)濟增長的可靠結論，而且聲譽好的大學的存在與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展也沒有必然的聯(lián)系，相反，是區(qū)域經(jīng)濟增長促進了高等教育支出的擴大。鄭鳴、朱懷鎮(zhèn)利用面板數(shù)據(jù)模型對我國1999—2005年間31個省高等教育的經(jīng)濟增長效果進行了實證研究，研究結果表明，自高校擴招以來，超過一半地區(qū)的高校對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展不但沒有起到良好的推動作用，反而在一定程度上阻滯了當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展［1］。祝接金、胡永平運用中國地區(qū)面板數(shù)據(jù)固定效應模型實證分析了東、中、西部地區(qū)不同的人力資本和政府教育支出對經(jīng)濟增長影響的差異，研究結果表明，不同教育層次的人力資本其產出效率不同，不同地區(qū)政府教育支出促進經(jīng)濟增長的機制也不同［2］。余建成對我國教育支出與經(jīng)濟增長之間的關系進行了研究，研究結果表明，教育支出對經(jīng)濟增長具有巨大的拉動作用［3］。

通過分析，筆者認為以上研究至少存在以下不足：沒有考慮出臺“東北振興一攬子計劃”前后經(jīng)濟振興與教育支出兩者關系的變化；從研究范圍來說，所有的研究均是針對全國教育的研究，研究過于籠統(tǒng)；從所采用的研究方法來看，很多人為片面追求時髦，不分實際情況亂用面板數(shù)據(jù)模型，而我國地區(qū)差異明顯，所以很容易造成面板數(shù)據(jù)的異方差，從而使估計結果欠精確；由于各省份統(tǒng)計口徑的不統(tǒng)一，從而導致數(shù)據(jù)不一致，影響了模型的估計精度；所有的研究沒有進一步研究兩者之間的動態(tài)關系。本文的研究就是為彌補這些缺陷而進行的有益嘗試。

二、 實證模型及變量選擇

本文運用非限制向量自回歸模型來研究教育支出與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。向量自回歸模型是非結構建模的方法之一。該模型通常用于相關時間序列系統(tǒng)的預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。該模型具有以下特點：不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)；VAR模型的解釋變量中不包括任何當期變量；VAR模型對參數(shù)不施加零約束；VAR模型預測方便、準確；可做格蘭杰檢驗、脈沖響應分析、方差分析。西姆斯（Sims）認為VAR模型中的全部變量都是內生變量。近年來也有學者認為具有單向因果關系的變量，也可以作為外生變量加入VAR模型。

以兩個變量滯后1期的VAR模型為例，

三、 實證分析及結論

1.數(shù)據(jù)的來源及其處理

在本文的研究中，我們選擇1980—2007年遼寧省GDP與遼寧省財政用于教育的支出數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自遼寧省統(tǒng)計年鑒（2008）。在建立模型之前，我們首先將名義數(shù)據(jù)用遼寧省GDP平減指數(shù)進行平減，從而轉化成相應的實際數(shù)據(jù)。為了降低出現(xiàn)異方差的程度，我們再將實際數(shù)據(jù)分別取自然對數(shù)，形成新的數(shù)據(jù)指標LGDP及LEE。在建立模型之前，首先考察數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們對其進行ADF單整檢驗，檢驗結果（如表1所示）表明LGDP、LEE為單整序列。

2.VAR（p）模型的估計及檢驗

在估計VAR模型之前，我們應當確定模型變量的滯后階數(shù)，經(jīng)過反復試驗，我們這里取滯后階數(shù)為3。估計模型的結果如表2所示。

根據(jù)回歸結果，我們可以看到模型整體回歸效果非常好，LGDP與LEE兩個方程的擬合優(yōu)度分別達到了99.9%、99.6%。大部分參數(shù)的t值超過了2，可以說基本上符合統(tǒng)計學檢驗的原則，模型估計比較準確。同時，為了驗證模型不存在自相關性，我們對該模型的誤差項估計值進行平穩(wěn)性檢

驗，結果表明，兩個變量的誤差項基本上圍繞0線上下波動，可以看作是平穩(wěn)的經(jīng)過實際驗證，LGDPRESID與LEERESID均為平穩(wěn)過程（ADF檢驗），同時，各序列之間的自相關系數(shù)幾乎為0，因此，我們只可以認為兩序列為白噪聲序列，這里為節(jié)約篇幅不再贅述。。

通過以上分析，我們可以得到以下結論：遼寧省國內生產總值與教育支出滯后3期的教育支出成正相關，與自身滯后1期值正相關，與自身滯后2期值負相關。這反映了遼寧省教育支出從投入到產生效用的周期為3年，同時反映出GDP自身的波動性與慣性。而教育支出與GDP滯后1期值及自身的滯后1期值成正相關關系，反映了教育支出自身的不可逆性。

3.脈沖響應分析

從LGDP對LEE沖擊的響應圖可以得出以下結論：LGDP的響應圖為一個倒駝峰波，在沖擊發(fā)生后的1—3年內，GDP做出負的反應，從第4年開始上升，并呈現(xiàn)出日益增強的效果，這表明對教育的投資短期內會對GDP的增長出現(xiàn)副作用，但是這種副作用隨著時間的持續(xù)，漸漸地變?yōu)檎в茫⑶視r間越長，教育支出對國民經(jīng)濟的貢獻越大，從而為政府加大教育支出、貫徹科教興國戰(zhàn)略提供了堅實的理論基礎與依據(jù)。

從LEE對LGDP沖擊的響應圖可以得出以下結論：LEE的響應圖為一個駝峰波，當LGDP產生1個正沖擊時，LEE會立即做出正的響應，并且在第2期達到峰值0.38，然后這種響應會呈現(xiàn)出衰退的跡象，并于第8年出現(xiàn)負的響應。這說明教育支出必須依靠可持續(xù)的經(jīng)濟增長，沒有可持續(xù)的經(jīng)濟增長，科教興國戰(zhàn)略將不會得到永久的貫徹與落實。

4.協(xié)整分析與誤差修正模型

通過協(xié)整分析，我們可以研究經(jīng)濟增長與教育支出兩者之間的長期均衡關系，我們用Johansen協(xié)整檢驗方法，利用Eviews5.0操作的結果如表3所示。結果表明，兩變量之間存在一個協(xié)整關系。

從該誤差修正模型我們可以看到，經(jīng)濟增長的短期波動既受到長期均衡的制約，又受到教育支出的短期波動的影響。從長期來看，經(jīng)濟增長與政府教育支出保持著一個正比例關系，這個比例關系為0.976。從短期來看，經(jīng)濟增長與教育支出的短期波動成負向變動關系，這與前面的脈沖響應分析的結果是一致的。這是因為教育支出很難在短期內發(fā)揮刺激經(jīng)濟增長的作用，簡單地說，大學畢業(yè)生從入學到畢業(yè)大概需要3—4年的時間，而這段時間里教育投資對經(jīng)濟的凈拉動效應為負，但在長期內，伴隨著大學生的畢業(yè)，新的勞動力補充到經(jīng)濟當中去，所帶來的不僅僅是勞動力數(shù)量上的增加，更是勞動力質量上的提高，這也是科教興國的內涵。

5.斷點檢驗

為了檢驗東北振興戰(zhàn)略的實施對GDP與政府教育支出之間的關系是否造成影響，我們用Chow斷點檢驗來考察這一政策的實施有沒有對GDP與政府教育支出之間的促進關系造成影響。以2003年為臨界點，將樣本劃分為1980—2002年、2003—2007年兩個子樣本。Chow檢驗的結果如表4所示。

由于Chow檢驗的統(tǒng)計量F值為［（2962-2126-211）/2］［(2126+211)/24］=3.21，查F臨界值，得知在自由度為（2，24）、5%顯著性水平下的臨界值為3.90，因此，不存在結構性斷點。這也說明東北振興戰(zhàn)略對于經(jīng)濟增長與政府教育支出之間的協(xié)整關系沒有結構性調整作用。但是，可以看出，2003—2007年樣本期的擬合效果優(yōu)于振興前的擬合效果，這說明振興戰(zhàn)略促進了教育支出對經(jīng)濟的刺激作用，這種影響更加明顯。

四、政策建議

通過以上分析我們可以得到以下若干結論：

1.遼寧省教育支出從投入到產生效用的周期為3年，同時反映出GDP自身的波動性與慣性。而教育支出與GDP滯后一期值及自身的滯后一期值成正相關的關系，反映了教育支出自身的不可逆性。

2.LGDP的脈沖響應圖為一個倒駝峰波，在沖擊發(fā)生后的1—3年內，GDP做出負的反映，從第4年開始上升，并呈現(xiàn)出日益增強的效果，這表明對教育的投資短期內會對GDP的增長出現(xiàn)副作用，但是這種副作用隨著時間的持續(xù)，漸漸地變?yōu)檎в茫⑶視r間越長，教育支出對國民經(jīng)濟的貢獻越大，從而政府加大教育支出，貫徹科教興國戰(zhàn)略提供了堅實的理論基礎與依據(jù)。

3.從LEE對LGDP沖擊的響應圖可以得出以下結論：LEE的響應圖為一個駝峰波，當LGDP產生一個正沖擊時，LEE會立即做出正的響應，并且在第2期達到峰值0.38，然后這種響應會呈現(xiàn)出衰退的跡象，并于第8年出現(xiàn)負的響應。這說明教育支出必須依靠可持續(xù)的經(jīng)濟增長，沒有可持續(xù)的經(jīng)濟增長，科教興國戰(zhàn)略將不會得到永久地貫徹與落實。

4.經(jīng)濟增長的短期波動即受到長期均衡的制約，又受到教育支出的短期波動的影響。從長期來看，經(jīng)濟增長與政府教育支出保持著一個正比例關系，這個比例關系為0.976。從短期來看，經(jīng)濟增長與教育支出的短期波動成負向變動關系，這與前面的脈沖響應分析的結果是一致的。這是因為教育支出很難在短期內發(fā)揮刺激經(jīng)濟增長的作用，簡單地說（以高等教育為例），大學畢業(yè)生從入學到畢業(yè)大概需要3—4年的時間，而這段時間里教育投資對經(jīng)濟的凈拉動效應為負，但在長期內，伴隨著大學生的畢業(yè)，新的勞動力補充到經(jīng)濟當中去，所帶來的不僅僅是數(shù)量上的增加，更是質量上的提高，這也是科教興國的內涵。

5.東北振興戰(zhàn)略雖然促進了教育支出對經(jīng)濟的刺激作用，但是并沒有改變經(jīng)濟增長與教育支出之間的長期均衡關系，由此可見教育支出與經(jīng)濟增長之間存在著長期的均衡機制，并具有良好的自我修正機制。

基于前文實證分析及結論，本文提出以下政策建議，為政府決策提供參考依據(jù)。

第一，政府教育支出應當著眼于長遠，不應當局限于短期的經(jīng)濟增長；應著眼于素質教育及教育軟環(huán)境的建設，而不應僅著眼于學校硬件設施的建設。事實證明，刺激經(jīng)濟增長的并不是硬件建設，而是依靠創(chuàng)新能力及素質的提高。

第二，政府應當制定并執(zhí)行有計劃的教育支出，從支出結構上講，應當包括學校硬件建設、學校軟環(huán)境建設、師資力量建設、專業(yè)及學科建設。從支出規(guī)模上講，應當結合經(jīng)濟發(fā)展形勢，適當?shù)卦黾咏逃С觯瑢崿F(xiàn)經(jīng)濟增長與教育支出的和諧發(fā)展。

第三，從投入的環(huán)節(jié)上講，教育投入要貫穿教、學、研、產等各個環(huán)節(jié)，大力提高實用性課題的研究，努力促進研究環(huán)節(jié)到產出環(huán)節(jié)的實現(xiàn)，縮短產學研的周期。

參考文獻：

［1］ 鄭鳴，朱懷鎮(zhèn).高等教育與區(qū)域經(jīng)濟增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究［J］.清華大學教育研究，2007，（4）.

［2］ 祝接金，胡永平.政府教育支出、人力資本異質性與地區(qū)經(jīng)濟增長［J］.統(tǒng)計觀察，2008，（6）.

［3］ 余建成.淺議中國政府教育支出、人力資本與經(jīng)濟增長［J］.消費導刊，2008，（2）.

［4］ 郭慶旺.財政學［M］.北京：中國人民大學出版社，2002.

（責任編輯：韓淑麗）