梅長杉
(云南師范大學經濟與管理學院,云南 昆明 650500)
我國于1995年正式提出全面科教興國戰略,旨在把經濟建設由原來過于傾斜的物質資本積累轉移到依靠技術進步和提高勞動者素質的軌道上來,黨的十八大以來,提出創新是引領發展的第一動力,這些戰略和理論均基于教育投入對經濟發展的重要影響。那么財政教育支出對于國家經濟增長的貢獻到底多大?本文將基于1978-2016的經驗數據,對該問題進行探討。
鑒于現有的研究,本文以柯布—道格拉斯生產函數為基礎模型:
式(1)中Y代表總產出,A代表技術對國民產出的影響程度,K代表物質資本總額,L代表人力資本總額,α和β分別代表物質資本和人力資本對經濟產出的邊際彈性貢獻率。為了探究財政教育投入對經濟增長的影響,現將傳統柯布—道格拉斯生產函數中的L分解為兩部分:從業人員(L)和財政性教育經費(E)。變換后的形式為:
將式(2)各變量取對數后,得生產函數的線性方程:
式(3)為本文實證分析的基礎模型,其中LNGDP是國民生產總值變量的自然對數,LNA是綜合技術水平變量的自然對數,LNK是物質資本投入變量的自然對數,LNL是從業人員變量的自然對數,LNE是財政教育經費變量的自然對數,α、β和λ分別是物質資本、從業人數和教育投入的產出彈性。
本文選取1978—2016年我國國內生產總值、固定資產投資額、從業人員和財政教育經費為研究變量,樣本容量為39。所有變量數據均以1978年為基期消除了通脹因素的影響,使用實際值,并取自然對數。數據均來自中國統計年鑒。
因選取的數據是時間序列數據,按照經驗,時間序列一般存在不平穩性,通過ADF檢驗發現,本文所選取的四個變量LNGDP、LNK、LNL和LNE的水平值都不平穩。但是所以變量一階差分后的水平值在5%的顯著性水平下都通過檢驗,因此LNGDP、LNK、LNL和LNE均服從。
根據協整理論,還需檢驗LNGDP、LNK、LNL和LNE這組非平穩序列之間是否存在協整關系,進而判定回歸模型的設定是否合理。本文采用EG兩步法判斷回歸方程的各變量是否存在協整關系。本文在對基礎模型(式3)進行回歸后發現,其D.W.檢驗值很低,并檢驗殘差序列后證實殘差存在自相關。因此在方程(式3)的基礎上加入了AR(1)和AR(2)項,建立新的模型,回歸結果如下:
對修正方程的殘差再采用LM統計量進行檢驗(p=2),得結果如表1,LM統計量顯示,在10%的置信水平下,回歸方程的殘差序列不存在自相關,因此修正后的回歸方程的估計結果是有效、可信的。同時可以看到,我國財政性教育投入對經濟增長的邊際貢獻彈性為0.283682,是三個影響因素中對經濟增長貢獻程度最小的,表現為財政性教育支出每變動1%,經濟產出將同向變動0.283682%。
表1 修正模型回歸結果殘差序列相關性檢驗
根據修正后的模型,我們對殘差做ADF單位根檢驗,即EG協整檢驗的第二步,結果如表2所示,說明該序列是平穩的,按照EG協整檢驗的思想可知變量LNGDP、LNK、LNL和LNE之間存在協整關系,即我國經濟增長、固定資本投資、從業人數和財政教育支出之間存在長期穩定的均衡關系。
表2 殘差序列ADF檢驗
檢驗結果表明,在置信水平為5%的情況下,GDP不是K的格蘭杰原因,但K是GDP的格蘭杰原因;GDP與L二者之間不存在格蘭杰因果關系;GDP與E互為因果關系,這表明我國教育事業對經濟增長影響顯著,同時經濟增長對教育發展也有正向促進作用。
第一,從協整檢驗的結果來看,我國經濟增長、固定資產投資額、從業人口和財政教育經費支出之間存在長期穩定的關系。從格蘭杰因果檢驗結果來看,我國經濟增長與教育支出互為因果關系,這說明教育支出對經濟增長有著顯著的作用。
第二,自改革開放以來,我國教育支出對經濟增長的貢獻程度整體不及固定資本投資或從業人口對經濟增長的貢獻程度,這說明我國教育產出彈性較低,教育經費的使用效率不高。
第三,從長期來看,教育支出對經濟增長都有著明顯的正向促進作用,長期教育投入每增加1%,平均能使經濟增長0.283682%,這表明財政教育支出對經濟發展的具有長期促進作用。
依據上述實證研究的結論,為了更好地發揮教育對經濟發展的促進作用,本文提出以下幾點改進措施:
第一,國家應加大對各地區各層次教育的投入,提高教育質量。一方面國家應該進一步增加對國民各方面教育的投入,同時也包括教育環境的優化等;另一方面,國家應該出臺相關政策引導和鼓勵全社會參與教育發展,發展成為政府主導,社會各界共同投入的教育投入體系,大力興辦各層次各種類的教育學校和培訓學校等。
第二,國家應該調整教育經費的分配結構,提高經費的利用效率。一方面要加大對外部性強、回報率高的基礎教育投入比例;另一方面要踐行協調發展的科學發展觀,加大對偏遠、經濟落后地區的教育扶持和投入,縮小城鄉教育的差距,實行教育均衡和普及化發展。