長株潭城市群高等教育資源分布與區域經濟增長的實證研究：1989—2009

摘 要：利用長株潭1989—2009年數據，對長株潭高等教育資源與區域經濟增長之間的關系進行分析研究，經過了平穩性檢驗、協整檢驗及格蘭杰因果關系檢驗和建立了誤差修正模型，可以發現兩者之間存在長期穩定的均衡關系。實證結果表明，長株潭高等教育資源分布與區域經濟增長之間存在著長期均衡即協整關系；長株潭高等教育資源分布的多少與區域經濟增長之間互為格蘭杰因果關系；從短期來看，長株潭高等教育資源的發展規模對該區域經濟變動的影響不大。針對出現的問題提出相關對策建議。

關鍵詞：長株潭城市群；高等教育資源；區域經濟增長

中圖分類號：F290 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）10-0153-03

一、問題提出及文獻綜述

長株潭城市群作為“中部崛起”戰略目標的核心區域之一，其經濟在中部地區有著舉足輕重的地位。特別是隨著長株潭一體化的有序進行，2007年國家確定了把長株潭城市區作為“兩型社會”建設試驗區，該區域的發展再一次吸引了外界的關注。區域經濟的高速發展，必然需要大量的人力資本投入。高等教育則能為經濟的發展提供豐富的人力資本，為經濟的高速發展提供高質量和專業化的勞動力以及為區域經濟的政策制定提供智力支持。因此，研究長株潭地區的高等教育對經濟增長是否具有積極的促進作用，確定兩者之間是否存在長期穩定的均衡關系具有十分重要的意義。

20世紀60年代，美國經濟學家Schults（1961）[1]和Becker（1964）[2]創立人力資本理論，提出了人力資本是最重要的資本。并指出了教育是人力資本形成的最重要的途徑，教育通過人力資本的形成而對經濟增長產生連續的作用，舒爾茨運用自己創造的經濟增長余數分析法，估計測算了美國1929—1957年國民經濟增長額中，約有33%是由教育形成的人力資本作出的貢獻。20世紀80年代，Romer[3]和Lucas[4]提出了內生經濟增長理論，認為人力資本存量越多，人力資本增長率的提高，經濟的增長率就越高。國內學者對高等教育與區域經濟的方面的研究也比較多。但對于長株潭高等教育資源的分布與區域經濟增長關系的研究，多為定性研究，應用經濟計量來進行實證分析的并不多見。因此，本文從數量分析角度對長株潭地區經濟和高等教育資源分布進行定量分析研究。

二、模型選擇

通過觀察1989—2009年長株潭普通高校在校學生人數CZTR與生產總值GDP散點圖，觀測點近似服從線性關系。平穩的時間序列在圖形上應該表現出以一種大致相同的波動幅度圍繞其均值變化，由長株潭高校在校學生人數CZTR和地區GDP兩個時間序列的趨勢圖可知，初步可以判斷兩個時間序列均為非平穩的。為了消除異方差和時間序列數據的劇烈波動，模型采取對數形式，即雙對數模型。模型為：LNGDP=α+βLNCZTR+μ。其中，α為常數項；GDP為長株潭地區生產總值：CZTR為平均每十萬人口中普通高等學校的在校學生人數；μ為隨機擾動項。將一階差分序列記為△LNGDP、△LNCZTR，數據使用Eviews5.0統計軟件進行處理。

三、變量描述及數據來源

普通高校在校學生人數：一般認為高等教育資源是指參與到高等教育活動的一切人力、物力和財力的總和，按照教育資源的性質可以劃分為人力資源和物力資源，其中人力資源是核心部分。高等教育人力資源主要包含有在校學生人數、在任教師人數、在職教職工等指標，而高等教育在校學生人數是人力資源的組成部分。在一定程度上可以認為，一個地區的高等教育在校學生人數是衡量一個地區高等教育資源分布豐富程度的重要標志。故本文將用平均每十萬人口中普通高等學校的在校學生人數來反映高等教育資源的數量。樣本數據取自1989—2009年的湖南統計年鑒。

地區生產總值GDP：地產生產總值反映了一個地區的經濟發展水平，故用長株潭地區生產總值GDP來衡量該區域的經濟發展情況，為了消除價格波動的影響，對生產總值GDP用GDP指數進行處理（1989=100）。樣本數據取自1989—2009年的湖南統計年鑒。

四、實證過程及結構分析

（一）實證過程

1.ADF檢驗。據以往研究者的經驗可知，大多數常用的經濟時間序列往往都是非平穩的，直接對所得的時間序列數據進行OLS估計法進行回歸，回歸模型擬合優度值可能很高，且系數檢驗也非常顯著，但是回歸模型的結果卻沒有現實的解釋意義。鑒于非平穩時間序列的“偽回歸”現象帶來的嚴重后果，一般在進行回歸之前對變量時間序列進行單位根檢驗，以確定時間序列的平穩性。利用ADF檢驗LNGDP序列和LNCZTR序列的平穩性質，同時觀察兩個序列的單整序列階數是否相同。原假設為H0：δ=0（yt為非平穩），備選假設是：H1<0（yt為平穩）。當ADF檢驗值大于臨界值時，拒絕原假設，即認為序列不存在單位根，為平穩序列。從以下三個模型進行檢驗，按模型3、模型2、模型1的順序進行檢驗。

模型1：Vyt=δyt-1+∑m

i-1βiVyt-i+μt

模型2：Δyt=α+δyt-1+∑m

i-1βiΔVyt-i+μt

模型3：Δyt=α+βt+δyt-1+∑m

i-1βiΔVyt-i+μt

表1檢驗結果表明，在10%顯著性水平下，LGDP序列和LCZTR序列的一階差分序列的ADF檢驗都是非平穩的。因此，這兩個時間序列LNGDP和LNCZTR是I（1）的單位根過程，具有一階單整性，故可以進一步檢驗兩者之間是否存在協整關系。

2.協整檢驗。協整性的檢驗方法主要有兩種：一種是恩格爾和格蘭杰提出的“兩步估計法”，簡稱“EG兩步法”，這種方法適用于檢驗變量之間只存在一個協整關系的情況。另一種是Johansen提出的適用于多變量之間的協整關系的協整檢驗法。本文模型只涉及兩個變量，故使用EG兩步法進行協整關系的檢驗。

由前面的單位根檢驗知，LNGDP和LNCZTR同是一階單整，符合存在協整關系的條件。EG協整檢驗分兩步進行，首先，協整分析。采用普通最小二乘法（OLS）估計LNGDP和LNCZTR之間的方程，并計算非均衡誤差。

回歸方程為：LNGDP=-1.7102+1.1033LNCZTR

（-2.145） （11.426）

R2=0.873 DW=0.210 SE=0.380

下面檢驗μt的平穩性從而確定LNGDP和LNCZTR是否存在協整關系若平穩則存在協整關系，反之則不存在協整關系。檢驗式有如下幾種模型：

模型1：Δt =δΔt-1+∑k

i-1βiΔμt-1+ξt

模型2：Δt =α+δΔt-1+∑k

i-1βiVμt-1+ξt

模型3：Δt =α+βt+δΔt-1+∑k

i-1βiΔμt-1+ξt

由表2可知，在1%的顯著性水平下，殘差序列是平穩序列，存在LNCZTR 和LNGDP的平穩線性組合，即表明長株潭高等教育資源的分布與區域經濟之間存在著長期穩定的均衡關系。

3.格蘭杰因果關系檢驗。諾貝爾經濟學獎得主克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）開創了格蘭杰因果關系檢驗法，用于分析經濟變量之間的因果關系。經過前面的協整檢驗，我們將探討長株潭高等教育資源分布的多少和該區域經濟兩者之間的長期均衡關系是否存在著因果關系。由于格蘭杰因果關系檢驗對滯后期非常敏感，故通常情況下可以依次多滯后幾期，對同長度的滯后期數進行檢驗，以確定檢驗結果是否保持一致性（見下頁表3）。

由格蘭杰因果關系檢驗可知，當滯后期為3、4、5時，顯著性為10%的水平下，LNGDP和LCZTR互為格蘭杰因果關系。

4.誤差修正模型建立。誤差修正模型最初是薩甘（Sargan，1964）提出，后經Davidson，Hendry，Srba和Yeo（1978年）進一步完善，恩格爾和格蘭杰又將誤差修正模型與協整理論相結合，提出了建立誤差修正模型的一般方法（1978年），該模型包含了短期參數和長期參數，克服了非平穩變量的差分方程無法反應長期趨勢的弱點。又根據格蘭杰定理，如果若干個非平穩變量存在協整關系，則這些變量一定有誤差修正模型表達式存在。通過上文對長株潭高等教育資源分布規模和經濟發展的長期均衡關系的分析，表明存在著誤差修正模型。根據Hendry等人的從一般到特殊的建模方法，將不顯著的變量逐步剔除掉，從而得到最終的誤差修正模型為：

ΔLNGDPt=0.1608ΔLNCZTRt+0.8970ΔLNGDPt-1-0.1188ECMt-1

（1.586） （10.708） （-2.968）

R2=0.559 DW=2.474 SE=0.058

其中=EMCt-1=LNGDP t-1 -1.1033LNGDPt-1 +1.7102

根據以上的誤差修正模型估計的結果可以看出，模型的擬合度較好，t統計量都比較顯著，不存在自相關。

（二）結果分析解釋

1.長株潭高等教育資源分布與區域經濟增長之間存在著長期均衡即協整關系，高等教育在校學生人數每增加1個百分點，經濟增長1.103個百分點。所有從長期來看，長株潭高等教育資源的分布的豐富程度對該區域的經濟增長有著非常顯著的正向促進作用，并且高等教育資源分布增加對經濟增長的促進作用將大于經濟增長對高等教育的促進作用，即長株潭高等教育對該區域經濟增長起著杠杠作用。

2.長株潭高等教育資源分布的多少與區域經濟增長之間互為格蘭杰因果關系。一方面，長株潭高等教育資源的分布是該區域經濟增長的格蘭杰原因，長株潭高等教育資源的分布狀況是推動該區域經濟增長的一個重要原因；另一方面，長株潭區域經濟增長也是高等教育資源增長的格蘭杰原因，該區域經濟對高等教育資源的供給和需求都在擴大，必然推動著區域高等教育資源變得越來越充裕。

3.從短期來看，長株潭高等教育資源的發展規模對該區域經濟變動的影響不大。根據以上誤差修正模型估計的結果分析可知，長株潭經濟發展水平的短期變動主要是受其自身滯后一期的影響，影響系數為0.8970。但從短期來看，長株潭高等教育對區域經濟增長的作用還不顯著，這也印證了人力資本投資的短期效果不是很明顯。

五、建議對策

1.統籌規劃長株潭高等教育，加快推進區域內高等教育一體化。建立長株潭高等教育協調機構，制定出高等教育資源分配的目標、原則和具體實施方案。

2.政府加大對區域內高等教育的投入力度，尤其是要加大教育經費的投入。應逐步擴大高等教育經費占生產總值的比例。政府還應主導拓寬高等教育資金來源的渠道，引進其他機構或組織對區域高等教育資本的投入。

3.高等教育要主動適應區域一體化和產業結構的調整。長株潭高校應根據區域一體化和產業升級調整學科、專業的設置，努力發揮出高等學校的產、學、研的強大功能，為區域培養出各類高層次綜合型、復合型和應用技術型人才，促進區域經濟又好又快的發展。

參考文獻：

[1] Schultz·Theodore·W.Education and Economic Growth[M].Chicago：University of Chicago Press，1961.

[2] Gary Stanley Becker.Human capital： a theoretical and empirical analysis，with special reference to education [M].National Bureau of

Economic Research； distributed by Columbia University Press，1964.

[3] Romer，Paul M.，Increasing Returns and Long-Run Growth，Journal of Political Economy[J].1986，94（5）：1002-1037.

[4] Lucas，Robert E.，On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics，1988，22（1）：3-42.

[責任編輯 吳明宇]