江西高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響

江西高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響江西高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響

1引言

改革開放來，江西省的經(jīng)濟(jì)取得了長足的進(jìn)步，作為中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)大省，經(jīng)濟(jì)一直保持高速開展的態(tài)勢。2022年江西省的國內(nèi)生產(chǎn)總值到達(dá)7589.22億元，是1978年地區(qū)生產(chǎn)總值的87.22倍。伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速開展，江西省的高等教育也得到了跨越式開展，培養(yǎng)規(guī)模迅速擴(kuò)張，為江西經(jīng)濟(jì)開展和“中部崛起〞戰(zhàn)略目標(biāo)的實現(xiàn)提供有力的人才、知識、技術(shù)等方面的撐持。2022年江西普通高校到達(dá)72所，普通高等在校生總規(guī)模到達(dá)76.40萬人，高等教育逐步邁向了群眾化的初始階段?！笆晃濞暺陂g，是江西實現(xiàn)在中部地區(qū)崛起和全面建設(shè)小康社會的關(guān)鍵時期，要深入實施科教興贛、人才強省的戰(zhàn)略，就必須把教育和人才放在開展經(jīng)濟(jì)的首要位置，就必須繼續(xù)擴(kuò)大高等教育規(guī)模，而于此同時，大學(xué)生就業(yè)難、文憑貶值問題日益凸顯，“教育無用論〞也再次抬頭。因此，研究江西高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，高等教育對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否有促進(jìn)作用，高等教育是否能與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長形成一種良性的互動，就顯得非常有意義。

關(guān)于高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的研究，國內(nèi)學(xué)者們已經(jīng)進(jìn)行了一定的實證研究，主要有四個方面的研究：一是采用丹尼森、麥迪遜的算法，測量受過高等教育的人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)；二是使用投入產(chǎn)出模型與菲德模型，研究高等教擴(kuò)招之后對經(jīng)濟(jì)增長的影響；三是借鑒并利用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，建立教育生產(chǎn)函數(shù)，通過格蘭杰檢驗、協(xié)整分析和誤差修正模型來進(jìn)行分析；四是利用雙對數(shù)模型來研究高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)動關(guān)系。

目前對江西高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的研究，多為定性研究和統(tǒng)計研究，應(yīng)用經(jīng)濟(jì)計量來進(jìn)行實證分析的并不多。因此，筆者利用江西省1978-2022年的數(shù)據(jù)，采用雙對數(shù)模型，在VAR模型的根底上來計量分析改革開放以來江西高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，以確定江西高等教育對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長是否有促進(jìn)作用，兩者之間是否具有良性的互動關(guān)系，并在此根底上提出促進(jìn)江西高等教育開展的相關(guān)政策倡議。

2模型表明及實證分析過程

2.1確定變量和計量模型

變量解釋：第一，用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP來衡量江西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。為打消通貨膨脹的影響，對江西省地區(qū)生產(chǎn)總值GDP用GDP指數(shù)進(jìn)行處理，以1978年為基期。第二，用省內(nèi)普通高等學(xué)校的在校生數(shù)衡量其高等教育規(guī)模，本文研究的數(shù)據(jù)均來自各年的?江西統(tǒng)計年鑒》。第三，為打消數(shù)據(jù)中存在異方差，分別對兩個變量取自然對數(shù)，記為LNGDP和LNEDU，取對數(shù)不但不改變變量的長期關(guān)系，還能使趨勢線性化，能有效的打消時間序列中的異方差現(xiàn)象。

本文構(gòu)造向量自回歸模型進(jìn)行分析。向量自回歸模型〔VAR〕模型能對具有相互聯(lián)系的時間序列變量進(jìn)行有效的預(yù)測，通常用于相關(guān)時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)動態(tài)的影響，由于LNGDP和LNEDU之間存在相互影響的關(guān)系，為此，我們構(gòu)造VAR模型：

LNGDP和LNEDU是地區(qū)生產(chǎn)總值和高等教育開展規(guī)模的N維內(nèi)生變量，α、β、δ、ε是待估計的參數(shù)矩陣，m和n為內(nèi)生變量的滯后期，Ut為隨機(jī)擾動項。數(shù)據(jù)使用Eviews6.0統(tǒng)計軟件進(jìn)行處理。

2.2對LNGDP和LNEDU進(jìn)行單位根檢驗

本文運用ADF檢驗對兩個變量進(jìn)行了單位根檢驗，對滯后項的選擇和模型優(yōu)劣辨認(rèn)主要運用了AIC和SC信息量，結(jié)合AIC和SC信息準(zhǔn)那么，使AIC和SC的值同時相對較小，那么所選的ADF模型最恰當(dāng)，檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可知，兩變量的水平和一階差分的ADF檢驗值值均大于5%和1%顯著性水平的臨界值，接受原若，即都存在單位根，是非平穩(wěn)的。對它們的二階差分檢驗，結(jié)果顯示LNGDOP和LNEDUD二階差分的ADF值均小于5%和1%顯著性水平的臨界值，即拒絕原若，說明各序列的二階差分是平穩(wěn)的，即LNGDP、LNEDU～I(xiàn)(2)。

2.3對LNGDP和LNEDU進(jìn)行格蘭杰因果檢驗

選擇最大滯后期為2期，對序列LNGDP和LNEDU進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果見表2。

對于LNEDU不是LNGDP的格蘭杰成因的原若，拒絕概率為0.0835，GDP增長率在顯著性為5%水平上拒絕零若，說明高等教育規(guī)模的變化是引起區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長變化的原因；對于LNGDP不是LNEDU的格蘭杰成因的原若，拒絕概率為0.1399，區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長變化率沒有拒絕顯著性為5%水平上的零若，說明它對GDP變化率的影響不大，但其拒絕了顯著性為10%水平上的零若，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長仍然對地高等教育規(guī)模變化有一定的影響作用。通過格蘭杰因果檢驗，驗證了高等教育規(guī)模和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長相互影響的理論若，構(gòu)造VAR模型描述二者在時間序列上的長期關(guān)系是合理的。

2.4VAR模型參數(shù)估計和檢驗

在VAR模型的構(gòu)建過程當(dāng)中，最關(guān)鍵就是滯后期K值確實定。根據(jù)確定滯后期K的赤池信息準(zhǔn)那么〔AIC〕、施瓦茲信息準(zhǔn)那么〔SC〕、LR、FPE統(tǒng)計量的要求規(guī)范，綜合考慮滯后項和自由度兩個指標(biāo)，最終選定最正確滯后期為2。進(jìn)一步運用AR根的圖來檢驗VAR〔2〕模型滯后結(jié)構(gòu)的穩(wěn)定性，檢驗結(jié)果顯示VAR〔2〕模型所有根模的倒數(shù)小于1，說明位于單位圓內(nèi)，表明VAR〔2〕模型是穩(wěn)定的，如果模型不穩(wěn)定，那么模型結(jié)果將不是有效的。模型參數(shù)估計如下：

LNGDP=1.2461378*LNGDP(-1)-0.261030201*LNGDP(-2)-0.004

83430932*LNEDU(-1)+0.025399601*LNEDU(-2)-0.071997646

LNEDU=0.300534697*LNGDP(-1)-0.159387341*LNGDP(-2)+1.03965988*LNEDU(-1)-0.1022571509*LNEDU(-2)-0.049

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從模型的整體檢驗結(jié)果看，模型整體的對數(shù)似然函數(shù)值〔96.72465〕較大，AIC值〔-5.98084〕和SC值〔-5.50932〕也比擬小，說明模型整體解釋力較強，可以在模型的根底上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。

2.5脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述一個內(nèi)生變量對誤差的反饋，也就是說在擾動項上加上一個規(guī)范差大小的新息沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值的影響。為了更加清晰地了解江西高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長兩個個變量之間的動態(tài)特征，在VAR〔2〕模型的根底上，用脈沖響應(yīng)函數(shù)來解讀VAR〔2〕模型中回歸系數(shù)的應(yīng)變量如何響應(yīng)誤差項的沖擊，從而考察來自隨機(jī)擾動項的一個規(guī)范差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值的影響。利用Eviews6.0軟件得到LNGDP和LNEDU各自的脈沖響應(yīng)曲線圖，如圖1所示。

由圖1可知，江西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對其自身的一個規(guī)范差新息立刻有較強的反饋，經(jīng)濟(jì)增加了約0.026，到第2期保持在0.032左右，并一直持續(xù)到第10期仍有較大的影響。該序列來自教育規(guī)模的新息在第1期沒有反饋，第2期后其影響越來越強烈，到第10期到達(dá)0.018；江西教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、教育規(guī)模的一個規(guī)范差新息就有強烈的反饋，對于自身反映最為強烈，其正向影響為0.085，第2期到達(dá)頂點，爾后呈下降趨勢，到第10時期到達(dá)0.065，對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的一個規(guī)范差新息其影響為0.015，爾后其影響越來越強烈。

2.6方差分解

本文前面的脈沖響應(yīng)分析考慮了各沖擊對LNGDP和LNEDU的影響，為了進(jìn)一步考慮兩個個變量彼此的波動，利用方差分解技術(shù)對LNGDP和LNEDU各變量的預(yù)測均方誤差進(jìn)行分解，并計算出每個變量沖擊的相對重要性，方差分解的結(jié)果見圖2。

由圖2可知，江西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的波動主要受自身沖擊的影響，盡管這種影響呈下降的趨勢，但下降的趨勢并不明顯，到第10期仍保持92%的方差奉獻(xiàn)率，江西高等教育規(guī)模的新息對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的預(yù)測方差奉獻(xiàn)在第2期預(yù)測時才開始顯現(xiàn)，隨著預(yù)測期的延長，其沖擊對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越強烈，到第10期其預(yù)測方差奉獻(xiàn)率到達(dá)20%。這說明江西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長主要受自身的影響，但從長期來看，教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越重要。

對于教育規(guī)模的方差分解，得知來自于自身影響的預(yù)測方差奉獻(xiàn)隨預(yù)測期的延長，呈下降趨勢，但下降趨勢并不明顯，由第1期的預(yù)測方差奉獻(xiàn)97.066%下降至第10期的81.85%，地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的沖擊對教育規(guī)模的影響從一開始就有影響，并隨預(yù)測期的延長，其沖擊呈回升趨勢。這說明江西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對教育規(guī)模的影響無論是從短期來看還是從長期來看都有重要的影響。

3結(jié)論與倡議

本文使用ADF檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析以及方差分解等計量經(jīng)濟(jì)學(xué)工具，通過對江西省高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間關(guān)系進(jìn)行了研究，得出下列結(jié)論：

〔1〕從Granger因果關(guān)系檢驗可知，江西高等教育規(guī)模是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長格蘭杰原因，意味著隨著高等教育規(guī)模的擴(kuò)大，高等教育所具有的人力資本功能對經(jīng)濟(jì)增長的作用是明顯的；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對高等教育規(guī)模仍然有影響，意味著伴隨著江西經(jīng)濟(jì)的增長和人民收入水平的提高，高等教育規(guī)模也在不斷擴(kuò)大。

〔2〕從脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解可知，江西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長主要受自身的影響，但從長期來看，教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越重要；江西區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長對教育規(guī)模的影響無論是從短期來看還是從長期來看都有重要的影響。

因此根據(jù)以上的結(jié)論提出下列倡議：第一，重視高等教育開展，為江西經(jīng)濟(jì)開展輸送高層次、高質(zhì)量的人力資本。要完善與高等教育開展相關(guān)的制度，強化政策、制度和法律對高等教育開展的引導(dǎo)；多渠道籌集資金，加大對高等教育的經(jīng)費投入；大力開展經(jīng)濟(jì)，拓寬就業(yè)渠道，吸納高校培養(yǎng)的人力資源。第二，進(jìn)一步深化高等教育改革，調(diào)整專業(yè)