我國不同教育勞動者存量與經濟增長關系的實證研究

魯新成，郭金陵，於世為，諸克軍

(中國地質大學(武漢)經濟管理學院，武漢 430074)

1 問題提出

舒爾茨、加里·貝克爾、明塞爾等人認為教育是形成人力資本的主要途徑,教育對經濟增長有相當大的促進作用。特別是上世紀90年代新增長理論興起后，有關研究更是不斷深入，在宇澤——盧卡斯的兩部門內生增長模型中，教育部門作為生產人力資本的獨立部門，其溢出作用使經濟在沒有技術進步的情況下也能保證增長。但是，在實證研究中，教育的作用并不明顯，也不肯定[1,2]。我國學者從勞動者受教育年限[3]、毛入學率[4]、教育經費總投入[5,6]等角度，論述了教育對經濟的促進作用[3,4]，運用回歸分析，對教育經濟效益進行估計和測算，或運用協整分析，對教育與經濟的關系進行了一些探討。這些研究對探研我國教育與經濟的關系有著積極作用，但對于考慮教育承載者即各級教育勞動者的異質性，從而分析不同教育勞動者與我國經濟增長的關系等問題，仍需進一步深入研究。它有助于確定我國目前主要由受哪種教育層次的勞動者來推動經濟增長，對如何協調各級教育發展具有十分重要的意義。

本文采用協整分析和Granger因果檢驗方法，側重從各級教育（初等、中等、大學、研究生）勞動者存量的角度，對我國各級教育勞動者存量與GDP增長因果關系是否真實存在；在促進經濟增長中，是初等教育作用明顯還是培養中高級人才作用大等問題進行分析。

2 中國各級教育程度勞動者存量與GDP的關系實證分析

2.1 變量與數據選擇

為了研究改革開放后我國不同教育程度勞動者存量與經濟增長的關系,選取國內生產總值（GDP）、初等教育勞動者人數（PL）、中等教育勞動者人數(SL)、大學教育勞動者人數(CL)、研究生教育者人數(GL)5個指標。其中GDP來自《中國統計年鑒2007》，以1978年不變價格算得真實GDP；各種教育勞動者人數由《中國勞動統計年鑒》中“歷年勞動者受教育程度構成”乘以當年的勞動者總人數來計算。為了消除時序間的異方差性，對各變量取自然對數，分別記為lnGDP、lnPG、lnSL、lnCL、lnGL； 其一階差分序列分別表示為：ilnGDP、inlPL、ilnSL、ilnCL、ilnGL。 圖 1 和圖 2分別是它們的時序圖與差分時序圖。

從圖1可以看出除初等教育勞動者存量是先上升后略有下降外，其余各變量都有向上發展的趨勢，呈現出非平穩性，但它們的一階差分序列則在0處上下波動，呈現出平穩性，但還需進一步實行單位根檢驗。

表1 ADF檢驗結果

2.2 變量ADF單位根檢驗

Stock與Watson[7]認為因果性檢驗對時序的穩定性非學敏感，若時序非平穩，則每個時序數據集都是特定的一幕，無法推廣到其它期間。因此，對各級教育勞動者存量與GDP時序進行平穩性檢驗是分析的第一步。主要有PP與ADF檢驗法對時序進行單位根檢驗，這里采用ADF檢驗，利用E-views3.1軟件，檢驗結果如表1所示。檢驗類型依時序圖趨勢確定，由赤池信息(AIC)值最小原則確定最佳滯后階數。由表1可知，所有時序的水平檢驗都是非平穩的，而所有時序的一階差分序列在10%的顯著水平上都是平穩的。

2.3 變量的協整檢驗

如果一個序列是非平穩的，但其一階差分是平穩的,則稱此序列為一階單整序列，記為I(1)。類似地，如果必須經過d次差分后才能平穩，則此序列為d階單整序列，記為I(d)。根據Engle和Granger提出的協整理論[8]，對于兩個都是隨機游走的變量序列，如果它們某個線性組合是穩定的,稱這兩個序列是協整的。 由于 lnGDP、lnPL、lnSL、lnCL、lnGL 都為 I(1)，可采用“EG兩步法”，進行協整性檢驗。即首先OLS用對這些變量進行回歸，然后檢驗回歸方程的殘差是否平穩。如果殘差平穩，則變量間是協整的，否則不是協整。用EG法分別檢驗 lnGDP 與 lnPL、lnSL、lnCL、lnGL 之間的協整關系。

表2 協整檢驗

表3 Granger因果檢驗結果

由殘差穩定性檢驗結果可以看出,lnGDP分別與lnSL、lnCL存在協整關系,而與lnGL、lnPL不存在協整關系。并且可以得到如下協整方程(括號里是t檢驗值):

在1981～2004年間，我國只有中等教育、大學教育勞動者存量與經濟增長之間存在長期正向的動態均衡關系，它們的變化受方程(1)和(2)的約束，且從影響程度上看，中等教育對GDP的影響更大。

2.4 變量的Granger因果關系檢驗

如果兩變量之間不存在協整關系，則表示序列之間不存在長期均衡關系，從而無法建立誤差修正模型（ECM），也不知道這種協整關系是否存在因果性，故需用Granger因果檢驗[9]法來檢驗其短期因果關系。由于Granger要求序列必須是平穩序列，故分別將 ilnGDP與 ilnPL、ilnSL、ilnCL、ilnGL進行兩變量間檢驗。因Granger檢驗對滯后階數比較敏感，本文分別求出后階數從1到4的檢驗結果，以便分析其真實的因果關系。其結果如表3所示。

由表3可知，在滯后期為1～4的情形下，ilnGDP只與ilnSL有較為顯著（最小程度為11.5%）的單向Granger因果關系，即中等教育勞動者存量的增量是我國GDP增長的原因，而GDP增長只當滯后期為1時，才是中等教育勞動者增加的原因。其它變量（ilnPL、ilnCL、ilnGL）都與ilnGDP沒有十分顯著的Granger因果關系。值得注意的是，ilnGDP與ilnCL、ilnGL存在一定程度的單向因果關系，即我國經濟增長在一定程度上導致了大學教育和研究生教育勞動者存量的增加，顯著程度大學約為26%，研究生教育約為16%。

3 結論與分析

通過對我國1981～2007年間經濟增長與四級教育勞動者時序的單位根檢驗，和兩者之間的協整分析與Granger因果關系檢驗，我們可得出：

（1）中國經濟增長與初等、研究生教育程度的勞動者不具有協整性，表明經濟增長與此兩類教育勞動者存量之間存在結構性失衡。一方面，我國已基本普及九年義務教育，農村存在著大量只受過初等教育的農村剩余勞動者，處于失業與半失業狀態，城市也有著為數不少只受過初等教育的下崗職工，其數量占總勞動者存量比例過大；另一方面，受研究生教育程度勞動者比例過小，這與我國經濟經過20多年的飛速發展，產業結構得到較大調整，急需大量高技術人才的狀況，是不協調的。

（2）近20年來，只有中等教育勞動者存量是我國GDP增長的原因。說明大力發展中等教育，培養大量中等專業技術人才對我國經濟增長的作用最為明顯，也證實了近年來一些學者研究發現，發展中國家中等教育的投資回報率最高[10]是相符合的。另一方面說明，初等教育與大學、研究生教育對我經濟增長的拉動作用仍然沒有有效的地釋放出來。第一，初等教育勞動者主要是從事農業等體力勞動，長時間以來，我國農業發展相對滯后，對經濟增長的作用十分有限；第二，大學教育勞動者存量雖與經濟增長之間存在長期正向協整關系，但與研究生教育勞動者存量一樣對經濟增長不能構成因果關系，主要原因是：①受這兩種教育的勞動者存量占總勞動者人數份額在過去20多年中一直偏低，至2006年分別僅為6.4%和0.23%，遠不及美國1998年28.3%與29.1%，其對經濟增長的推動作用難以有效體現；②由于經濟機會不充分，接受高等教育者往往學非所用，高等教育投資可能成為資源浪費，同時嚴格的戶籍管理制度，嚴重阻礙了高等教育勞動者的自由流動，影響了高等教育勞動者資源的有效配置。

（3）綜合來看，勞動者所受各級教育與增長的作用不十分明顯。除中等教育外，勞動者所受的教育與經濟增長之間的雙方因果關系都不顯著，表明，20多年來，我國經濟增長主要靠其它力量來推動。依據納波特經濟發展階段理論，我國經濟主要處在要素型向投資型轉變，經濟增長主要靠資本投入拉動，其基本特征是，農業基本靠體力勞動投入，還處于不斷增加資本投入來實現資本替代勞動集約化過程的初級階段，工業技術水平低下，工業資本投資依然停留在邊際生產率大于1的總規模收益遞增階段。

（4）經濟增長對大學、研究生勞動者增量的促進作用逐漸顯現。一定的經濟發展水平需要相應的高等教育發展水平與之相適應，經濟發展對高素質人才的需要以及來自財政經費和民間經費投入的增加都會使大學教育與研究生教育加快發展，近年來，隨著我國經濟發展和產業結構的調整，經濟增長方式由資源耗費的粗放型逐步轉變到依靠科技進步的集約型，要求具有更高教育程度的勞動者與之相適應。我國從上世紀90年代末開始高等教育擴招，高等教育的毛入學率由1998年9.8%上升到2008年的23%[10]，也反映了我國經濟增長在一定程度上促進了高等教育的發展。

[1]Caselli,F.Esquivel,G.Lefort,F.Reopening the Convergence Debate:A New Look at Cross-country Empirics[J].Journal of Economic Growth,1996，9(1).

[2]Knowles,S.Owen,P.D.Health Capital and Cross-country Variation in Income per Capita in Mankiw–Romer–Wei lmodel[J].E-conomics Letters,1995，(48).

[3]王家贈.教育對中國經濟增長的影響分析[J].上海經濟研究，2002，(3).

[4]毛洪濤.高等教育發展與經濟增長關系的計量分析[J].財經科學，2004，(1).

[5]左健民.教育投資與經濟增長的計量經濟分析[J].現代經濟探討，2001，(7).

[6]周英章.中國教育投資的經濟增長效應實證分析[J].教育與經濟，2001，(3).

[7]Stock J.H,Watson M.W.Interpreting the Evidence on Money-income Causality[J].Econometric,1989,40.

[8]Engle R F,Granger C W J.Co Integration and Error Correction:Representation,Estimation,and Testing[J].Econometric,1987,（55）.

[9]Granger C.Investigating Causal Relation by Econometric Models and Cross Spectral Methods[J].Econometric,1969,（37）.

[10]教育部發展規劃司.教育統計報告[R].2009，（1）.