協(xié)整理論和ECM定量分析1978-2011年教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系,教育經(jīng)濟(jì)學(xué)論文

協(xié)整理論和ECM定量分析1978-2011年教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系,教育經(jīng)濟(jì)學(xué)論文教育是社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要決定因素。改革開放以來，我們國家財(cái)政教育投入持續(xù)增加。2018年，我們國家財(cái)政教育投入為16497億元，是1978年的219倍。但是，與美國等發(fā)達(dá)國家相比，我們國家財(cái)政教育投入?yún)s相對(duì)缺乏。截至2018年，我們國家實(shí)現(xiàn)國民生產(chǎn)總值471564億元，華而不實(shí)財(cái)政教育投入占比僅為3.5%,與我們國家(中長(zhǎng)期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要〔2018-2020年〕〕提出的2020年國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)支出要占國內(nèi)生產(chǎn)總值4%的目的尚有一段距離。在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的同時(shí)，真正落實(shí)教育優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，關(guān)系著我們國家百年大計(jì)的根本。文章旨在運(yùn)用協(xié)整理論分析財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的特征規(guī)律，研判財(cái)政教育投入和國民經(jīng)濟(jì)之間因果關(guān)系，揭示教育財(cái)政投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期影響和短期作用機(jī)制。一、文獻(xiàn)回首關(guān)于財(cái)政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，國外學(xué)者已有大量的研究成果，可歸納為兩種主要觀點(diǎn)。一部分人以為教育投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極的奉獻(xiàn)作用。人力資本理論創(chuàng)始者舒爾茨〔1961〕證實(shí)了1929-1957年美國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的奉獻(xiàn)率是33%.Danison〔1985〕計(jì)算出1929-1982年間美國實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率中教育投資的奉獻(xiàn)為0.66%.Easterly與Rebelo〔1993〕以為教育投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正相關(guān)關(guān)系。Collins和Bosworth〔1996〕測(cè)算了亞洲7個(gè)國家人均教育對(duì)人均的奉獻(xiàn)度，1984-1994年間，韓國的教育投資對(duì)的奉獻(xiàn)率為9.7%.而另一部分學(xué)者以為，教育投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有奉獻(xiàn)甚至起到阻礙作用。Aschauer〔1989〕以為教育支出和經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)率間不存在什么關(guān)系。Easterly、Rebelo〔1993〕和SylWester〔1999〕指出教育支出在短期內(nèi)不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。KevinSy1wester〔2000〕強(qiáng)調(diào)教育支出長(zhǎng)期來看對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正作用，但短期內(nèi)卻有負(fù)作用。P.E.Petrakis,D.Stamatakis〔2002〕以為在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的國家〔地區(qū)〕，初級(jí)和中級(jí)教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較大，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的國家〔地區(qū)〕，高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用較明顯.國內(nèi)不少學(xué)者對(duì)此也進(jìn)行了探尋求索研究。蔡增正〔1999〕利用194個(gè)國家〔地區(qū)〕1965-1990年的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，證實(shí)了教育投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的奉獻(xiàn)性，而且有很強(qiáng)的外溢性.胡永遠(yuǎn)〔2003〕以為物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的奉獻(xiàn)率為68.7%,教育投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的奉獻(xiàn)率為14.6%.喬晶〔2005〕指出教育投入與國內(nèi)生產(chǎn)總值間互為因果關(guān)系.楊逢珉〔2006〕提出教育投入是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因，教育投入增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的奉獻(xiàn)率為38.0424%.覃思乾〔2006〕強(qiáng)調(diào)1952-2003年中國教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為因果關(guān)系，存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，教育投入對(duì)的彈性系數(shù)是0.8791;但短期而言，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻不是教育投入增長(zhǎng)的因.于凌云〔2008〕對(duì)中國的教育投入比與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異進(jìn)行了面板數(shù)據(jù)分析，以為教育投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正面效應(yīng).金芳〔2018〕利用向量自回歸模型及脈沖響應(yīng)函數(shù)分析發(fā)現(xiàn)：長(zhǎng)期來看，國家財(cái)政教育投入對(duì)有較強(qiáng)的正向沖擊效應(yīng)，但是受教育者個(gè)人學(xué)雜費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊效應(yīng)為負(fù)，其余的教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雖為正向帶動(dòng)作用，但效應(yīng)有限.王玉〔2018〕以為我們國家教育投入對(duì)具有顯著正向影響，而教育溢出對(duì)有顯著負(fù)向影響.周作杰〔2018〕指出：我們國家教育投入與之間不僅有格蘭杰因果關(guān)系，而且存在非線性協(xié)整關(guān)系.趙樹寬〔2018〕以為我們國家高等教育經(jīng)費(fèi)投入、人力投入與之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)平衡關(guān)系，高等教育經(jīng)費(fèi)投入每增加1%,會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.251%;人力投入每增加1%,會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加1.175%,經(jīng)費(fèi)投入是高等教育促進(jìn)我們國家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿?綜上所述，在不同的國情和社會(huì)制度下，各國教育支出對(duì)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用各異，教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系尚未構(gòu)成定論，對(duì)此進(jìn)行有益的探尋求索補(bǔ)充。二、協(xié)整分析的基本理論早期研究常用普通最小二乘法〔OLS〕估計(jì)數(shù)據(jù)線性模型，基本上不考慮該時(shí)間序列的性質(zhì)。但是在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中，有些時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的〔Granger,1974〕。若不將時(shí)間序列的平穩(wěn)性加以考慮，而是直接進(jìn)行回歸估計(jì)，那么偽回歸現(xiàn)象就容易產(chǎn)生，進(jìn)而導(dǎo)致結(jié)論錯(cuò)誤。1987年，恩格爾和格蘭杰首提的協(xié)整分析理論，為構(gòu)建非平穩(wěn)序列模型提供了不同的途徑。盡管很多經(jīng)濟(jì)變量本身屬于非平穩(wěn)序列，但其線性組合卻可能為平穩(wěn)序列。學(xué)者稱該種平穩(wěn)的現(xiàn)象組合為協(xié)整方程，即變量之間具有長(zhǎng)期而穩(wěn)定的平衡關(guān)系?！惨弧称椒€(wěn)性檢驗(yàn)通常情況下，在協(xié)整分析之前，要先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，那是由于只要同階單整變量間才可能具有協(xié)整關(guān)系。常用DF〔迪基---富勒〕檢驗(yàn)、ADF〔增廣的迪基---富勒〕檢驗(yàn)、PP〔菲利普---配榮〕檢驗(yàn)等方式方法來檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性。文章擬選用增廣的迪基---富勒〔ADF〕法來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，即根據(jù)對(duì)時(shí)間序列的普通最小二乘法〔OLS〕回歸方程式〔Yt=Yt-1+εt〕中的系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。假定序列Y1服從AR〔〕經(jīng)過，令εt為白噪聲。檢驗(yàn)方程表示為：【1】以上3個(gè)方程中，〔1〕式不包含常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)，〔2〕式中包含常數(shù)項(xiàng)，在〔3〕式中包含了常數(shù)項(xiàng)與時(shí)間趨勢(shì)。一般而言，如序列Yt在0均值附近上下波動(dòng)，宜選擇〔1〕式進(jìn)行檢驗(yàn)；假設(shè)序列有非零均值卻沒有時(shí)間趨勢(shì)，則宜選取〔2〕式檢驗(yàn)；假設(shè)序列隨時(shí)間變化呈下降或上升趨勢(shì)，那么則宜采用〔3〕式來檢驗(yàn)。檢驗(yàn)中原假設(shè)H0為：=0,一旦拒絕了假設(shè)H0,表示清楚序列不存在單位根，序列是穩(wěn)定的；相反，若接受了假設(shè)H0,表示清楚序列存在有單位根，即為非穩(wěn)定序列；但若該序列經(jīng)過p階差分以后，具有平穩(wěn)性，那么稱此序列即為p階單整序列，用I〔p〕來表示。在文章中，時(shí)間序列變量是不是具有單位根將選用Mackinnon〔麥金農(nóng)〕臨界值分析判定?！捕硡f(xié)整檢驗(yàn)對(duì)于協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，常用的方式方法為E-G〔Engle-Grange〕兩步法和Johansen極大似然法。文章中，選取E-G兩步法斷定時(shí)間序列對(duì)應(yīng)的變量是不是具有協(xié)整及平衡關(guān)系。假定是因變量，是自變量，首先用OLS法建模：【4】之后對(duì)估計(jì)殘差ut進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。假如殘差平穩(wěn)，記為utI〔0〕，那么Yt和Xt間是協(xié)整的關(guān)系；假設(shè)變量Yt和變量Xt非協(xié)整，那么他們?nèi)我粋€(gè)線性組合都會(huì)是非平穩(wěn)的，ut也因而必定是非平穩(wěn)的?！踩痴`差修正模型從格蘭杰〔Granger〕定理可知，假設(shè)非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，那么他們就存在長(zhǎng)期平衡關(guān)系。但是，在短期內(nèi)，變量有可能不平衡，故可構(gòu)建誤差修正模型〔ErrorCorrectionModel〕。誤差修正模型是將變量之水平值與變量之差分值進(jìn)行有機(jī)地結(jié)合，用來反映變量間長(zhǎng)期關(guān)系及短期關(guān)系的途徑，進(jìn)而為時(shí)間序列分析提供一個(gè)統(tǒng)一分析框架。ECM的使用，旨在建立短期的動(dòng)態(tài)模型，用以對(duì)長(zhǎng)期靜態(tài)分析模型的缺乏進(jìn)行彌補(bǔ)，加強(qiáng)模型的精準(zhǔn)度，揭示短期波動(dòng)偏離向長(zhǎng)期平衡的修正機(jī)制?！菜摹矴ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)變量間具有協(xié)整關(guān)系只能證明長(zhǎng)期平衡關(guān)系，然而這種長(zhǎng)期平衡關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步的驗(yàn)證，格蘭杰〔Granger〕因果關(guān)系檢驗(yàn)為其提供了解決途徑。假設(shè)把變量Xt的變動(dòng)作為Yt變量發(fā)生之因，那么Xt變量的變化從時(shí)間上應(yīng)早于Yt變量，同時(shí)Xt變量能顯著預(yù)測(cè)Yt變量，即具有顯著性。在預(yù)測(cè)Yt模型當(dāng)中，變量Xt過去觀測(cè)值的引入可作為獨(dú)立變量，在統(tǒng)計(jì)上應(yīng)該能使模型的解釋能力顯著增加；與此同時(shí)，在統(tǒng)計(jì)上Yt量在預(yù)測(cè)變量方面不具有顯著性.其因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椤?】三、財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析〔一〕數(shù)據(jù)來源及處理文章采用協(xié)整理論分析財(cái)政教育投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，選用財(cái)政教育投入〔JY〕反映財(cái)政用于教育方面的支出情況，單位為億元；國內(nèi)生產(chǎn)總值〔〕表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，單位為億元。樣本區(qū)間為1978-2018年，華而不實(shí)數(shù)據(jù)來源為(2018年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)〕、(歷年中國統(tǒng)計(jì)年鑒〕和(財(cái)政支持教育事業(yè)發(fā)展情況〔2020年〕〕。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)并不改變?cè)兞繀f(xié)整關(guān)系，并能夠使時(shí)間序列常存的異方差現(xiàn)象消除，因而對(duì)兩個(gè)變量均取對(duì)數(shù)，并分別表示為lnJY和ln.〔二〕平穩(wěn)性檢驗(yàn)適宜的檢驗(yàn)方程的選擇是斷定檢驗(yàn)結(jié)果能否正確的關(guān)鍵。首先分別給出4個(gè)相關(guān)序列折線圖〔見圖1和圖2〕。從折線圖中，可判定變量能否具有隨時(shí)間明顯變化趨勢(shì)，進(jìn)而確定恰當(dāng)?shù)臋z驗(yàn)方程和適宜的單位根檢驗(yàn)方式方法。【圖1.2】令lnJY、ln分別為lnJY、ln的一階差分，進(jìn)行變量的單位根檢驗(yàn)。從ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果〔如表1〕可見，原始水平下的lnJY和ln兩個(gè)變量序列，當(dāng)處于1%、5%及10%的顯著性水平下，其ADF檢驗(yàn)均不平穩(wěn)。然而，其一階差分〔即lnJY和ln〕，在5%顯著性水平下到達(dá)平穩(wěn)，在10%的顯著性水平下亦到達(dá)平穩(wěn)?？梢?，lnJY是一階單整序列，記為I〔1〕序列；ln也是一階單整序列，記為I〔1〕序列；lnJY和ln屬同階單整序列，知足了構(gòu)建協(xié)整方程的必要條件?！颈?】【大圖】【表2】從表2能夠看出，Z1序列的ADF檢驗(yàn)值為-4.879467,當(dāng)在1%、5%和10%的顯著性水平下，均小于麥金龍〔Mackinnon〕臨界值，拒絕H0,講明了殘差序列并不存在單位根，為平穩(wěn)序列，記為Z1~1〔0〕，講明ln和lnJY之間具有長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整回歸方程來看，財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一種長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。即財(cái)政教育投入每增長(zhǎng)1%,長(zhǎng)期國民經(jīng)濟(jì)將有0.330347%的增長(zhǎng)，講明我們國家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政教育投入有較強(qiáng)依靠性?！菜摹辰逃?cái)政投入對(duì)的短期影響：誤差修正模型確定了變量財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系，就意味著能夠進(jìn)一步通過建立誤差修正模型〔ECM〕來揭示兩變量之間的短期關(guān)系，描繪敘述長(zhǎng)期與短期之間的修正機(jī)制。建立財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正模型，如式〔9〕：【9】能夠看出，式〔9〕中財(cái)政教育投入變量和誤差修正變量均通過了t檢驗(yàn)。其短期調(diào)整系數(shù)為0.010817,講明每年實(shí)際發(fā)生的變動(dòng)和長(zhǎng)期平衡值偏差中的1.0817%被修正。模型揭示財(cái)政教育投入與變量之間短期內(nèi)作用機(jī)制是：財(cái)政教育投入每增加1%,國民經(jīng)濟(jì)就會(huì)提高0.478931%.然而，誤差修正項(xiàng)變量的系數(shù)為正，不符合反向修正機(jī)制，且模型中可決系數(shù)僅為0.259026,擬合優(yōu)度差、可信度低，在短期內(nèi)，財(cái)政教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯?！参濉骋蚬P(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果能夠表示清楚變量之間能否存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定平衡關(guān)系，但這種關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系尚待驗(yàn)證。通過Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示?！颈?】由表3能夠看出，在滯后期=2時(shí)，國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政教育投入之間存在因果關(guān)系，而且是雙向因果關(guān)系，即財(cái)政教育投入是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也是財(cái)政教育投入的因。四、結(jié)論由以上的分析和所建立的模型及因果關(guān)系檢驗(yàn)，可得出下面的結(jié)論：1.國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政教育投入之間存在雙向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是財(cái)政教育投入的因，財(cái)政教育投入亦為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因。講明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是實(shí)現(xiàn)財(cái)政教育投入規(guī)模擴(kuò)大的前提，同時(shí)，增加財(cái)政教育投入也有助于促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。2.1978-2018年間，中國財(cái)政教育投入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。由協(xié)整方程可知，中國教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性系數(shù)為0.330347,即財(cái)政教育投入每增長(zhǎng)1%,長(zhǎng)期國民經(jīng)濟(jì)將有0.330347%的增長(zhǎng)。這表示清楚，從長(zhǎng)期來看，教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的正相關(guān)性，教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比擬明顯。3.從短期來看，財(cái)政教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正模型缺乏講服力，財(cái)政教育投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不明顯。講明在短時(shí)間內(nèi)難以通過財(cái)政教育投入增加來到達(dá)提高國民經(jīng)濟(jì)的目的。這是由于財(cái)政教育投入的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)存在滯后性，因而，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要通過財(cái)政教育投入產(chǎn)生的溢出效應(yīng)的長(zhǎng)期累積來實(shí)現(xiàn)。百年大計(jì)，教育為本。應(yīng)設(shè)法加大財(cái)政教育投入，從制度上保證財(cái)政教育投入在我們國家的占比穩(wěn)步提高，真正落實(shí)具體表現(xiàn)出教育優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略；同時(shí)，應(yīng)在以國家財(cái)政投入為主的基礎(chǔ)上，建立和完善多元化投融資機(jī)制，通過社會(huì)捐贈(zèng)、學(xué)費(fèi)、企業(yè)等在內(nèi)的多重渠道籌集資金，彌補(bǔ)我們國家教育資金的短缺和缺乏，以知足教育事業(yè)發(fā)展的資金需求，真正發(fā)揮教育對(duì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用，實(shí)現(xiàn)我們國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。以下為參考文獻(xiàn)：[1]李瑩.教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J].時(shí)代經(jīng)貿(mào)，2018〔19〕:50-51.[2]蔡增正.教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奉獻(xiàn)的計(jì)量分析：科教興國戰(zhàn)略的實(shí)證根據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999〔2〕:39-48.[3]胡永遠(yuǎn).人力資本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一個(gè)實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003〔1〕:54-60.[4]喬晶.我們國家教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究[J].重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2005〔5〕:40-43.[5]楊逢珉，曹萍.教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2006〔4〕:34-37.[6]覃思乾.中國教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2006〔16〕:96-98.[7]于凌云.教育投入比與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異[J].經(jīng)濟(jì)研究，2008〔10〕:131-143.[8]金芳