教育投入減貧效應實證研究
——以江西省為例

黃太洋 鄧宏亮

(宜春學院 經濟與管理學院，江西 宜春 336000)

0 引言

關于教育減貧，國內外學者進行了相關研究。根據人力資本理論，教育對人均收入水平的增加，以及貧困消除等方面發揮著重要的作用。Schultz(1960)認為，人力資本水在一定程度上決定了消費者個人的收入水平，然而教育有利于人力資本的形成，而且在人力資本形成過程中，教育無疑發揮著關鍵的作用，政府應加大教育投入。Becker(1975)通過實證研究，發現了收入分配在一定程度上不但取決于消費者個人的受教育程度，還取決于教育的分布狀況，要求政府加大教育投入。Tilak(2007)通過收集印度數據，做了深入的實證分析，研究發現，在減貧過程中，除了基礎教育以外，中等教育與高等教育的發展發揮著重要的作用，因此建議政府應大力發展中等教育和高等教育，加大政府教育財政投入。如魏向東(1997)研究指出，在教育扶貧過程中，政府應發揮主體作用，尤其要發揮教育財政的作用。指出教育扶貧是扶貧的主要手段，政府應加大財政投入，優化資源配置，加強教育扶貧。楊能良等(2002)研究認為，教育扶貧是政府扶貧的有效和主要手段。政府應加大財政教育出，尤其是貧困地區的財政教育支出，加大財力投入，提出貧困地區受教育者的教育水平。鄧宏亮等(2013)基于2000-2010年統計數據，以江西省地區面板數據為樣本，利用利空間計量模型和面板計量模型深入考察了教育財政支出與減貧的關系。研究發現，貧困發生率與教育財政支出規模呈現收斂性特征，且具有較強的空間依賴性，空間計量回歸表明，教育財政支出對貧困發生率具有顯著的空間溢出效應，門檻面板回歸表明，教育財政支出對貧困發生率具有顯著的非線性效應。因此建議在減貧過程中，應加強教育財政投入，應發揮典型地區的輻射作用，優化空間布局。 李盛基等(2016)根據空間計量模型，研究發現，財政教育支出和財政支農具有較強的空間相關性，在減貧過程中，效果顯著，且財政教育支出具有顯著的空間溢出效應，但財政救濟金的減貧效果不顯著。蔡文伯等(2018)研究指出，民族地區貧困工作是我國貧困工作的重中之中，并根據2001-2015年新疆地區面板數據，利用空間面板和門檻面板模型，考察了新疆地區教育財政支出與減貧的關系，研究發現，教育財政支出對減貧即存在空間溢出效應，也存在門檻效應，提出了民族地區可持續減貧理念。梁榕乘等(2018)基于2003-2010年廣西地區面板數據，采用空間計量面板模型和門檻面板模型，研究發現貧困發生率與教育財政支出存在空間相關性，教育財政支出對貧困發生率存在空間溢出和門檻效應，在政策安排上要考慮空間聚集效應，優化空間效應。

江西省是一個農業大省，農村貧困人口相對較多，江西省一直在加大措施大力扶貧和減貧，并且取得了顯著的成效，相關數據統計，2011年江西省貧困人口數量為438萬，貧困發生率為12.6%，到2018年，江西省貧困人口為50.9萬，貧困發生率為1.38%。在減貧過程中，政府的扶貧政策、教育等發揮著重要的作用。在減貧過程中，教育發揮著尤為重要的作用。本文以江西省2011-2018年各地級市統計數據為樣本，利用計量經濟模型探討教育在減貧中的作用。

1 江西省貧困人口狀況

2011-2018年江西省貧困人口數量及貧困發生率如表1所示。2011年，江西省的貧困人口為438萬人，到2018年，江西省的貧困人口為50.9萬人。從2001年到2018年，江西省貧困人口減少了387.1萬，減少了88.38%。貧困發生率也從2011年的12.6%減少到2018年1.38%，江西省的扶貧工作取得了明顯成效。

表1 江西省貧困人口數量及貧困發生率

2 教育減貧效應分析

教育通過影響人力資本的形成，從而影響消費者的收入水平。教育在減貧中的作用如何，本文通過建立面板計量模型進行實證分析。

2.1 模型設定

為了教育減貧效應，本文以貧困發生率(貧困人口占總人口的比率)為被解釋變量，那么如何來選擇解釋變量。教育財政支出是衡量教育投入的重要指標，在長期減貧過程中發揮非常重要的作用。除了教育投入是減少貧困的重要因素之外，減貧還受其他政策的影響，尤其是財政支農在減貧過程中發揮著重要的作用，因此本文選擇兩個主要的解釋變量：①教育支出強度(用教育財政投入與GDP的比值來表示)；②財政支農強度(用財政支農經費與GDP的比值表示)。本文參照鄧宏亮等(2013)設立如下面板計量經濟模型：

LnHit=αit+βitLnXit+θitLnzit+εit

其中H表示貧困發生率，X表示教育支出強度，Z表示財政支農強度，i=1,2,…,n，表示江西省11個地級市，t表示不同時期，ε表示隨機誤差項。

2.2 面板數據平穩性檢驗

在進行面板計量回歸前，需要對面板數據的平衡性進行檢驗，以確回歸保估計結果的有效性。面板數據平穩性檢驗的方法主要有LLC、IPS、ADF和PP四種。本文采用AD檢驗和PPr檢驗，其檢驗結果如表2所示。由表2可以看出，各變量的二階養分序列在1%的顯著性水平下，拒絕了原假設，因此，各變量的二階差分序列沒有單位根，均為平穩序列，符合面板回歸的條件。

表2 單位根檢驗

2.3 面板數據協整檢驗

被解釋變量和解釋變量之間是否具有長期穩定的均衡關系，需要用到協整檢驗。面板協整檢驗的目的是判定被解釋變量和解釋變量之間是否存在長期均衡關系的一種有效方法。協整檢驗的原假設是“沒有協整關系”，如果接受原假設，則說明被解釋變量和解釋變量之間不存在協整關系，即長期均衡關系，如果拒絕原假設，則說明被解釋變量和解釋變量之間存在長期均衡關系。本文采用E-G兩步法中的Pedroni檢驗和Kao檢驗進行協整判斷，其最終檢驗結果如表3所示，只有Group rho-Statistic(統計量值為1.6074)檢驗接受了“沒有協整關系”的原假設，其他各檢驗均拒絕了“沒有協整關系”的原假設，由此可以肯定被解釋變量和解釋變量之間存著長期均衡關系，即協整關系。

表3 協整檢驗

2.4 模型選擇

本文應該選擇固定效應模型還是時間效應模型，需要進一步通過Hausman檢驗來判斷，Hausman檢驗的結果如表4所示。Hausman=38.0213，結果檢驗較為顯著，因此拒絕了原假設，因此，本文擬采用固定效應模型較為合適。

表4 Hausman檢驗

2.5 回歸分析

面板協整回歸 結果如表5所示，lnX和lnZ的系數均為負數，系數均通過了1%的顯著性水平檢驗。說明財政教育投入和財政支農具有顯著的減貧效應。財政教育投入的減貧彈性系數為0.1396，表示財政教育投入每增加1%，可引起貧困發生率下降0.1396個百分點。從長期來看，教育具有較好的減貧效應。

表5 回歸分析

2.6 面板誤差修正檢驗

面板協整檢驗表明，江西省貧困發生率與教育財政支出規模和財政支農強度存在著顯著的長期均衡關系。然而在短期中，教育財政支出規模和財政支農強度對貧困發生率是否可能存在著顯著之差異呢？因此，本文將采用板誤差修正之模型，探討教育財政支出規模和財政支農強度減貧的短期效應。為了探討教育財政支出規模和財政支農強度減貧的短期效應，本文采用面板誤差修正模型進行檢驗。該檢驗的主要目的就是用來探討教育財政支出規模和財政支農強度與貧困發生率的短期動態關系。本文假設面板誤差修正模型如下：

ecmit-1表示誤差修正項，該項是用來測算教育財政支農規模在短期中偏離長期均衡時的幅度有多大，其判斷方法是：觀察ecmit-1前面的系數λ的顯著性和大小來識別貧困發生率與教育財政支出規模的長期均衡關系。檢驗結果如表6所示。

表6 面板誤差修正檢驗結果(DEF)

注：*、**、***分別表示通過了10%、5%和1%的顯著性水平檢驗

面板誤差修正檢驗的調節系數λ=-0.0607<0，這符合逆向修正機制原則。從而表明教育財政支出規模與貧困發生率具有長期均衡關系，而且回歸結果說明教育財政支出規模具有減貧效應，且短期調整系數通過了顯著性檢驗，反映每年實際發生的貧困率與長期均衡值的偏差的6.07%被修正。

3 結論和啟示

3.1 研究結論

本文以2011-2018年江西省各地級市統計數據為樣本，利用計量經濟模型考察了教育在減貧中的作用，得到如下結論：①面板協整檢驗表明，政府財政教育投入與貧困發生率之間存在長期均衡關系，說明從長期來看，教育在減貧中發揮著非常重要的作用。因此，徹底消除貧困，加大教育投入非常關鍵；②面板回歸分析表明，2011-2018年，江西省財政教育投入的減貧彈性為0.1396，且具有較好的顯著性，且具有長期的有效性，從長期來看，政府每增加1個百分點的財政教育投入，可引起貧困發生率減少0.1396個百分點。

3.2 啟示

財政教育投入對減貧發揮著重要的作用，因此，政府應加大財政教育投入，尤其是貧困地區的財政教育投入。目前，貧困地區的教育資源相對匱乏，分布不均衡。百年大計，教育為本，因此發展貧困地區的教育具有重要意義。尤其是要加大貧困地區的基礎教育投入，優化教育資源配置，從根本上改變貧困地區的教育面貌。