教育經費投入、R&D經費支出與經濟增長的關系

陳紅玲　羅炳彥

摘要：本文選取中國南方十五省2000年到2009年教育經費投入、R&D經費支出和地區生產總值的數據作為研究樣本，以柯布-道格拉斯（CobbDouglas）生產函數為基礎，通過實證分析考察各省教育經費投入和R&D經費支出對其GDP的影響。結果表明：中國南方十五省的教育經費投入和R&D經費支出對GDP的增長均有促進作用，說明了教育和科技確實對經濟增長起了重要作用；教育對GDP的影響地區差異并不明顯，但是科技對GDP的影響隨著各省的區域差異而有明顯差別。

關鍵詞：教育投入；R&D支出；經濟增長；面板數據

一、引言

探尋影響經濟增長的因素一直是眾多經濟學家長期以來研究的目標。傳統的經濟增長理論認為，經濟的增長是由于資本以及勞動力的增長。在新古典經濟增長模型中加入了技術進步，認為經濟增長取決于資本存量的增長、勞動力的增長以及技術進步。

在知識經濟時代，經濟增長不單純依靠物質資本、有形資產，科技和人力資本已經成為當今世界經濟競爭的核心要素。[1]教育的基本功能是促進人的智力、品德甚至體力等方面的發展，使人類能更好地適應和改造社會與自然環境。[2]它作為一種無形資產，是人力資本積累和發展的重要途徑。由于教育是對人力資本的投資，隨著人力資本對于現代經濟重要性的不斷增大，教育對于經濟長期增長的作用也就相應增加。技術進步的作用主要體現為使生產率顯著提高，即同樣的生產要素投入量能提供更多的產品?，F代經濟增長理論認為，只有儲蓄積累而沒有技術進步的經濟，其增長過程存在上限，實現經濟持續增長的必要條件是加入技術升級。索洛（Solow）模型也說明，一旦經濟處于穩定狀態，人均產出的增長率就只能取決于技術進步率，因此只有技術進步才能解釋一國人民生活水平的長期上升。而研究與開發（Research and Development，以下簡稱R&D）則是技術進步的基礎和源泉，是科技活動中最具有創造性和創新性的核心，因此在知識經濟時代，R&D已經成為推動經濟發展的主要動力，對經濟的增長也彰顯出重要的作用。

二、文獻回顧

教育以及R&D對一國經濟增長的作用顯而易見，不少學者就教育和R&D對經濟增長的作用做了深入分析，證明教育以及R&D對經濟增長確實存在正相關關系，它們都能對經濟增長起到促進作用。

在國外的研究中，Schultz（1961）在對美國教育投資增量的收益率測算中發現教育可以通過提高勞動生產率，從而促進經濟的增長。Helms（1985）對美國相關數據進行計量分析，得出增加教育支出可以提高個人收入，進而促進經濟增長的結論。Romer（1986）以及Lucas（1988）提出內生經濟增長理論，闡述了人力資本對經濟增長的重要作用。[3][4] Benhabib和Spiegel（1994）在分析人力資本對經濟增長的作用時，運用柯布道格拉斯（CobbDouglas）生產函數所推導出的簡化公式，選擇人力資本和實體資本作為解釋變量，結果發現人力資本確實會影響經濟的增長。[5]

在國內研究中，吳舒卉運用柯布道格拉斯生產函數（CobbDouglas production function），選取1996年到2005年間華東地區六省一市的面板數據，對華東地區教育支出與經濟增長進行實證分析，結果表明教育支出對經濟增長有明顯促進作用，其影響高于固定資本對經濟增長的影響。[6]田慶華、李廷瑞（2012）在擴展CobbDouglas生產函數的基礎上，采用固定效應模型，選取1996年到2009年相關數據，對我國東部地區教育發展對該地區經濟發展的影響進行了計量分析，結果表明教育業的發展通過提升區域人力資本水平，有力推動了區域經濟的產業化發展。[7]王延軍（2007）運用改造后的羅默盧卡斯模型，根據1978年到2004年的時間序列數據對我國教育支出與經濟增長的互動關系進行實證研究，結果表明教育支出每增加一個百分點可以促進經濟增長0376個百分點。[8]周偉、楊新年（2007）從科技引領經濟的角度對經濟增長方程進行研究，創造性地建立了科技引領經濟的線性回歸方程，計算結果顯示我國科技引領經濟所產生的當年經濟增長率為30%至40%。[9]王琴梅、殷培偉、姚宇（2011）將對數平均迪氏指數分解法（LMDI）引入R&D與經濟增長動態驅動關系的研究，對1999年到2009年我國31個省市區GDP與R&D投入的關系進行了實證分析，結果表明R&D活動效應對GDP變動總效應的貢獻最大。[10]王維國、謝蘭云（2009）利用我國31個省市自治區2000年到2006年的面板數據對我國區域R&D投入與區域經濟發展的關系進行了系統的研究和分析，得出我國R&D投入對經濟發展的貢獻呈現倒“U”形規律，即中等投入地區的R&D投入對經濟增長的貢獻最大，高投入地區次之，低投入地區很少。[11]樊琦、韓民春（2011）利用1992年到2008年中國28個省域面板數據進行政府R&D補貼對國家及區域自主創新產出影響績效的研究，結論表明我國政府創新R&D補貼投入政策對提高國家及區域自主創新產出有十分顯著的影響。[12]趙立雨、師萍（2010）根據1989年到2007年的樣本數據進行政府財政研發投入與經濟增長的協整檢驗，實證結果表明，經濟增長與政府財政科技撥款和科技活動經費內部支出總額存在長期均衡關系，政府研發投入可以促進經濟增長。[13]

以上研究從不同角度和方向單獨討論了教育或者R&D對我國經濟的影響，盡管不同學者得出的結論有一定的差異，但其結論都對教育以及R&D促進經濟增長持肯定態度。不同于以上學者的研究角度，本文擬從數量分析角度探討教育和R&D同時對我國南方十五省經濟增長的影響，以及由于地區差異而造成的影響程度差異。

·教育經濟·教育經費投入、R&D經費支出與經濟增長的關系

我國是一個人均資源缺乏的大國，長期以來主要靠粗放型經濟增長方式發展，但是這種發展方式是不可持續的，并且越來越多的暴露其弊端，因此提高經濟增長質量，轉變經濟發展方式已刻不容緩。中國自改革開放以來，經濟發展迅速并逐步重視對科教興國戰略的實施，國家對教育和科技的投入在GDP的比重中越來越大，教育和科技在轉變經濟增長方式中起著重要作用。然而中國是一個各地區發展不平衡的大國，由于受到歷史、自然等客觀因素的影響以及制度變遷、政策方針等一系列復雜背景的制約，各地區的教育和R&D經費以及經濟水平存在著顯著的差異，因此，在中國經濟區域化特征日益加深的形勢下，對區域層面的教育經費投入以及R&D經費支出對經濟增長的作用的研究，具有重要的理論價值和實踐意義。我國南方地區地域差異明顯，各省均有自己獨特的地域特征，因此對其分析不能一概而論。在考慮區域特征差異的基礎上，對各省教育投入以及R&D經費支出對其經濟增長的影響才能更為準確的揭示。

三、理論框架和模型設定

本文以柯布道格拉斯（CobbDouglas）生產函數為基礎進行實證研究。該生產函數基本形式為：

Y=AKαLβ

式中，Y表示產出量，A表示科技進步系數，K表示資本要素的投入，L表示勞動要素的投入，而α、β分別表示資本和勞動投入的產出彈性，其取值范圍在0和1之間，且服從α+β=1的條件。

將該式兩邊取自然對數，得到轉換后的形式為：

InY=InA+αInK+βInL

將此模型進行合理簡單的擴展，考慮到數據的可得性，把教育經費的投入當成無形的人力資本投入，把R&D經費的支出當作技術的進步以及效率工人（勞動效率的提高就像勞動力的增加一樣對產出產生影響，其作用類似于人口增長）的增加，由于本文主要研究中國南方各省教育投入以及R&D對經濟增長的影響，因此其它條件假設不變，將此模型進行變換，初步建立以下面板數據模型：

InGDPit=aInEDUit+bInRDit+C+Uit

上式中，GDP表示地區生產總值，EDU表示教育經費投入，RD表示R&D經費支出。下標i、t分別代表中國南方各省和時間。C為常數項，U為隨機擾動項，表示其它所有因素的綜合影響。

四、實證分析

（一）變量的選取與數據的處理

本文使用計量軟件Eviews60對數據進行計量分析。本文選取中國南方十五省——即上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、湖北、湖南、廣東、廣西、海南、重慶、四川、貴州、云南，從2000年至2009年共十年的面板數據作為研究樣本，Eviews60中分別以SH、JS、ZJ、AH、FJ、JX、HB、HN、GD、GX、HNS、CQ、SC、GZ、YN表示各省，以GDP表示各省地區生產總值，以EDU表示各省教育經費投入，以RD表示各省R&D經費支出，以P表示各省消費物價指數CPI。原始數據中，各省地區生產總值、教育經費投入和各省消費物價指數CPI數據來自《中國統計年鑒》，各省R&D經費支出數據來自《中國科技統計》。由于時間跨度較長，存在物價的變動，所以以2000年為不變價格對2000至2009年的數據進行了處理，以消除物價對數據的影響。

（二）時間序列的單位根檢驗

首先對各地區2000年至2009年的地區生產總值（GDP）、教育經費投入（EDU）和R&D經費支出（RD）進行自然對數變換，以減弱數據中的異方差性，變換后的數據為InGDP、InEDU和InRD，然后進行時間序列的平穩性檢驗。

運用計量軟件Eviews60，分別對變換后的數據InGDP、InEDU和InRD進行單位根檢驗。因為本文所使用的數據全部是經濟數據，如果不進行時間序列的平穩性檢驗，將會出現偽回歸現象，使得到的結果不能夠真實的反映因變量和解釋變量之間存在的均衡關系，而僅僅是一種數字上的巧合。由于變量的水平值主要存在時間趨勢，在進行單位根檢驗時選擇包含有截距項和趨勢項的檢驗模型，而由于一階差分值主要存在單個截距，檢驗時選擇僅包含截距項的檢驗模型。本文采用LLC檢驗、IPS檢驗、FisherADF檢驗和FisherPP檢驗共4種面板數據單位根的檢驗方法對各時間序列進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。

注：（1）變量滯后項采用Schwarz法則自動選擇。（2）表中數據為P值。（3）△表示該變量的一階差分。（4）顯著性水平默認為005。

以上4種檢驗方法的原假設H0都為“存在單位根”，當P值大于005時接受原假設，認為存在單位根，當P值小于005時否定原假設，認為不存在單位根，即該時間序列平穩。根據檢驗結果可知，三個變量的原序列都存在單位根，都是非平穩的時間序列，但是其一階差分序列都是平穩的時間序列，即所有的變量都是一階單整變量，因此可以進一步進行協整檢驗。

（三）協整關系檢驗

協整檢驗是檢驗變量之間是否存在長期均衡關系的常用方法。由于我國南方十五省的地區生產總值、教育經費投入和R&D經費支出均為一階單整，因此可以進一步檢驗各變量之間是否存在協整關系。本文采用Pedroni檢驗和Kao檢驗進行變量間的協整檢驗，檢驗結果見表2。

Pedroni檢驗和Kao檢驗的原假設H0都為“不存在協整關系”，當P值大于005時接受原假設，認為不存在協整關系，當P值小于005時否定原假設，說明變量間存在協整關系。從檢驗結果可以看出，Pedroni檢驗中只有一個P值小于005，其余的都大于005，可以認為存在協整關系，Kao檢驗的P值也小于005，這兩種檢驗都說明InGDP，InEDU和InRD之間有協整關系。因此，通過檢驗可知，我國南方十五省的地區生產總值、教育經費投入和R&D經費支出存在長期平穩關系。

（四）模型形式選擇

面板數據是橫截面數據和時間序列數據相結合的數據，面板數據模型的選擇通常有三種形式：混合模型、固定效應模型和隨機效應模型?；旌夏Ｐ筒豢紤]個體差異，無論對任何個體和截面，回歸系數都相同。固定效應模型將截面單元的差異體現在不同的截距上，又分為：個體固定效應模型、時間固定效應模型、個體時間固定效應模型。隨機效應模型將截面單元的差異體現在隨機擾動項上，又分為：個體隨機效應模型、時間隨機效應模型、個體時間隨機效應模型。

從研究的實際情況來看，由于是基于我國南方十五省的面板數據來考察教育經費投入和R&D經費支出與各省經濟增長之間的關系，因此應該考慮個體效應的影響。通過F檢驗可以判斷是做混合模型還是固定效應模型，通過Hausman檢驗可以判斷是做固定效應模型還是隨機效應模型，在檢驗中選擇個體固定，檢驗結果如表3和表4。

F檢驗的原假設H0為“混合模型”，當P值大于005時接受原假設，認為應該做混合效應模型，當P值小于005時否定原假設，認為應該做固定效應模型。根據檢驗結果，表3中P值小于005，否定原假設，因此在混合效應模型和固定效應模型中應選擇固定效應模型。Hausman檢驗的原假設H0為“隨機效應模型”，當P值大于005時接受原假設，認為應該做隨機效應模型，當P值小于005時否定原假設，認為應該做固定效應模型。根據檢驗結果，表4中P值小于005，否定原假設，因此在固定效應模型和隨機效應模型中應選擇固定效應模型。綜合分析可知，應該建立個體固定效應模型。

（五）模型回歸

考慮各省的差異，對模型進行個體固定效應估計。由于面板數據中橫截面個數大于時序個數，為了盡可能減小不同省市所造成的截面異方差，本文選用截面加權方式進行回歸分析。由于DW值太小，可能存在序列相關，導致參數估計量非有效，變量的顯著性檢驗失效，因此必須加入AR項。經過篩選，所得較好的回歸結果是InEDU系數不變，InRD系數可變，并加入AR（1）的回歸模型，回歸結果如表5。

在加權條件下模型檢驗結果顯示：擬合優度R2為0999124，P值為0000000，DW值為1842436。從總體上看，模型的擬合優度很高，且通過顯著性檢驗，DW值接近2，殘差基本無序列相關。從各指標的檢驗中可以看出，僅有海南和四川省的InRD的P值小于005，顯著性檢驗未通過，其余的解釋變量都通過了顯著性檢驗，因此模型具有很好的回歸效果。

（六）回歸分析

從總體上看，模型結果較好，因此可以對相關數據進行有效的說明分析，得出的結論較為可靠。對模型回歸分析如下：

第一，從回歸結果上看，相關彈性系數均為正值，說明各省教育經費投入和R&D經費支出對經濟增長均有正相關性，即均能促進本省經濟增長。

第二，模型中InEDU的系數不變，說明各省教育經費投入對經濟增長的影響變化一致，不隨地區的差異而有所不同。教育經費投入對地區生產總值的彈性系數是0326，即教育經費投入每增加一個百分點，引起GDP增加0326個百分點。由此可見教育對南方十五省經濟增長的作用超過了三分之一。

第三，模型中InRD的系數隨著省份的不同而不同，說明各省R&D經費支出對經濟增長的影響不同，隨著各省的地區差異而呈現不同的變化。其中，影響最大的是湖北省，彈性系數是0427，即R&D經費支出每增加一個百分點，引起GDP增加0427個百分點；上海次之，為0408個百分點。這兩個省的R&D經費支出對其經濟增長的影響較大，超過了04個百分點，而其余各省都不超過04個百分點，江蘇、湖南、廣東、重慶這四個地區相對較高，都超過了025個百分點，而大多數省份則在02個百分點以下，最低的是云南省，只有0143個百分點（海南省最低，僅為0006個百分點，但是由于海南和四川省的顯著性檢驗未通過，在此不作討論）。各省R&D經費支出對地區生產總值的彈性系數平均為0247（不考慮云南和四川），說明總體來看，R&D經費支出每增加一個百分點，引起GDP平均增加0247個百分點。由此可見科技對南方十五省經濟增長的作用接近四分之一。

五、結論與建議

實證結果表明，從南方十五省的總體來看，教育經費投入和R&D經費支出對經濟增長均有顯著的推動作用，而且兩者對經濟增長的作用相差不算太大，平均而言，教育經費投入對經濟增長的作用略大一點。教育經費投入對各省經濟增長的作用較為平均，地區差異并不明顯，而R&D經費支出對各省經濟增長的作用則存在顯著的差異，不同地區差距比較明顯，而且只有少數地區作用較大，大多數地區都低于平均水平。湖北和上海是南方各省中R&D經費支出對經濟增長作用最大的兩個地區，這可能是由于當地人民對教育極其重視，“985”、“211”高校較多以及其它高等院校群集，高等教育人才資源豐富，再加上地理位置較好，科技人才駐留較多，高新技術創新型企業眾多，因此基礎牢固，當對其地區進行R&D投入時，所產生的回報率高于其它地區。江蘇、湖南、廣東、重慶這四個地區的R&D經費支出對本省經濟增長的作用相對較大，可能是因為當地高等院校較多，高等教育人才相對較多，再加上政府的大力支持以及外地高素質人才的大量涌入，使其R&D投入的回報率高于南方地區平均水平。但是像浙江、福建這些在南方地區經濟相對發達的省份R&D投入回報率較低，與預期不太相符，這可能是因為當地企業大多數從事外貿等服務行業，而對高新技術創新產業不太重視。而安徽、江西這類地方R&D投入的回報率也較低，可能是因為當地高等院校較少，缺乏高等教育人才，而且經濟不如上海、廣東一帶發達，缺少對外地高科技人才的吸引力。廣西的R&D投入回報率也較低，可能是因為地處偏遠地區，基礎較差，本地人才流失嚴重，而又缺乏對外地人才的吸引力。而云南最低，這也與當地基礎薄弱、科技人才的匱乏這一實際情況相符合。

我國雖然一直致力于實施科教興國的戰略，但是通過實證分析，發現地區的差異導致這一戰略的作用顯著不同。因此，建議從以下幾個方面來強化教育、科技對GDP的貢獻。

第一，上海、湖北、湖南這些教育和科技基礎比較雄厚的地區應繼續發揮自己的優勢，不斷提高教育和科技對其GDP的貢獻，加快轉變當地的經濟增長方式，對全國的經濟轉型起帶頭和引導作用，同時向其它地區傳授相關經驗，帶動其它地區共同發展。

第二，江蘇、浙江、廣東、福建這幾個南方相對發達的地區應繼續利用自己的經濟實力，加大對高素質人才的引進，同時加大對本地區教育和科技的投資，增強自身教育和科技的實力。當地政府和企業要意識到出口服務型經濟對外依賴性太強，容易受到外部環境影響，對當地經濟的穩定發展不利，尤其是近幾年國際形勢不容樂觀，出口需求大大縮減，所以應加快對地區經濟的轉型，使其由更多依靠出口服務轉變為依靠科技進步推動經濟增長。

第三，安徽、江西、重慶這些與湖北鄰近的中部地區，應該學習湖北的成功經驗，加大對教育和科技的重視，增大對教育和科技的投入，大力發展本地區的教育和科技實力，同時積極引進外地高科技人才，創造好的條件以吸引高科技人才涌入。

第四，廣西、云南這些地區地理位置偏遠，基礎薄弱，當地人才匱乏，高技術人才流失非常嚴重，所以僅僅依靠當地企業和人民的努力是不夠的，更需要國家和政府的大力扶持，加強對教育和科技的投入，盡快縮小與其它地區的差距。

總之，國家應合理地協調好各地區的差異，一方面更好地發揮教育和科技對我國經濟增長的推動作用，另一方面使我國各地區實現教育和科技的平衡發展。同時，地區政府應重視教育和科技對經濟增長的重大作用，借鑒成功地區的經驗，因地制宜地制定各種有針對性的創新激勵政策，尋找突破口，發展本地區的教育和科技，提高地區的軟實力。

參考文獻：

[1][6]吳舒卉.華東地區教育支出與經濟增長關系的實證分析[J].區域經濟，2008（6）.

[2]林勇.我國教育與經濟增長協調發展關系及實證分析[J].教育發展研究，2003（6）.

[3]Romer P M.Increasing Returns and Longrun Growth[J].Journal of Political Economy，1986，（94）.

[4]Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics，1988，（22）.

[5]Benhabib Jess，Spiegel Mark。The Role of Human Capital in Economic Development：Evidence from Aggregate CrossCountry Data[J].Journal of Monetary Economic，Vol.34：143-173.

[7]田慶華，李廷瑞.教育發展對我國東部地區經濟發展影響的實證研究[J].經濟實證，2012（13）.

[8]王延軍.我國教育支出與經濟增長的互動關系研究[J].生產力研究，2007（21）.

[9]周偉，楊新年.科技引領經濟的增長方程研究[J].科技進步與對策，2007（7）.

[10]王琴梅，殷培偉，姚宇.我國R&D投入與經濟增長驅動關系的實證研究——基于LMDI分解法[J].經濟經緯，2011（5）.

[11]王維國，謝蘭云.我國區域R&D投入與區域經濟發展關系的實證研究[J].財經問題研究，2009（11）.

[12]樊琦，韓民春.政府R&D補貼對國家及區域自主創新產出影響績效研究——基于中國28個省域面板數據的實證分析[J].管理工程學報，2011（3）.

[13]趙立雨，師萍.政府財政研發投入與經濟增長的協整檢驗——基于1989-2007年的數據分析[J].科技與經濟，2010（2）.

（責任編輯劉第紅）