劉 俊 王 肖

(湘潭大學商學院,湖南湘潭 411105)

一、引言

90年代以來,湖南省的經(jīng)濟取得了長足進步,經(jīng)濟實力顯著增強。2008年湖南省 GDP突破萬億大關,全年實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值 11156.64億元 (名義值),是 1990年地區(qū)生產(chǎn)總值的 14.99倍。伴隨經(jīng)濟的發(fā)展,高等教育實現(xiàn)了跨越式的發(fā)展,培養(yǎng)規(guī)模擴張迅速。高等教育的發(fā)展為湖南經(jīng)濟發(fā)展和 “中部崛起”戰(zhàn)略目標的實現(xiàn),提供了豐富的人力資本和智力支持。至 2008年,全省普通高校達 100所,普通高等教育在校生總規(guī)模達到 948564人,平均每萬人口中的大學生數(shù)達到 138.57人,高等教育邁入大眾化初始階段。湖南 “十一五”規(guī)劃提出了教育強省戰(zhàn)略,努力使高等教育毛入學率在 “十一五”達到27%的水平,意味著湖南省的高等教育規(guī)模將繼續(xù)擴大,而與此同時,大學生就業(yè)難、文憑貶值等問題日益凸顯,“教育無用論”也再次抬頭。因此,研究湖南高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟增長是否具有促進作用,確定兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系,就顯得非常有意義。

20世紀 60年代,以舒爾茨 (Schultz)、丹尼森(Denison)和貝克爾 (Becker)為代表的人力資本理論提出,一國人力資本存量的提高能有效地促進經(jīng)濟的增長。同時,人力資本提高對經(jīng)濟增長的貢獻要遠高于物質(zhì)資本、勞動力投入增加所帶來的貢獻。舒爾茨、丹尼森采用余數(shù)分析法和因素分析法分別測量了教育對國民收入增長的貢獻,論證了教育可以提高人力資本存量繼而有效地促進經(jīng)濟的增長,真正開始了對教育和經(jīng)濟增長關系的系統(tǒng)性研究。以羅默 (Romer)、盧卡斯 (Lucas)等為代表的內(nèi)生增長理論,提出一國的人力資本存量越多,人力資本的生產(chǎn)率越高,經(jīng)濟的增長率就會越高。后來的索羅模型、擴展的新古典模型,直接將人力資本作為獨立的內(nèi)生變量,納入到經(jīng)濟增長模型之中,為研究教育與經(jīng)濟增長的關系提供了新的途徑。國內(nèi)學者對高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長關系的實證研究,主要有四個方面：第一,利用雙對數(shù)模型,研究高等教育規(guī)模與經(jīng)濟增長的互動關系[1];第二,借鑒柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),建立教育生產(chǎn)函數(shù),結(jié)合格蘭杰檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型來進行分析[2][3];第三,采用丹尼森、麥迪遜的算法,測量受過高等教育的人力資本存量對經(jīng)濟增長的貢獻[4][5];第四,使用投入產(chǎn)出模型和菲德模型,研究高等教育擴招對經(jīng)濟增長的影響[6][7]。

此前對湖南高等教育規(guī)模與經(jīng)濟增長關系的研究,多為定性研究[8][9]和統(tǒng)計研究[10][11],應用經(jīng)濟計量來進行實證分析的并不多見。因此,筆者利用湖南省 1990-2008年的數(shù)據(jù),采用雙對數(shù)模型,計量分析 90年代以來湖南省高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響,以說明湖南高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟增長是否具有促進作用,并在此基礎上提出促進湖南省高等教育發(fā)展的相關建議。

二、實證分析過程

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來衡量湖南經(jīng)濟的增長。為消除通貨膨脹的影響,對湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值 GDP用GDP指數(shù)進行處理,以 1990年為基期。第二,用平均每萬人口中普通高等學校在校學生數(shù)來反映高等教育規(guī)模。第三,樣本數(shù)據(jù)取自 1991-2009年的湖南統(tǒng)計年鑒。

模型設定：第一,為了消除異方差和時間序列數(shù)據(jù)的劇烈波動,模型采取對數(shù)形式,即雙對數(shù)模型。模型形式為：LNGDP=α+βLNHEDU+μ。其中,α為常數(shù)項;GDP為地區(qū)生產(chǎn)總值;HEDU為平均每萬人口中普通高等學校在校學生數(shù);μ為隨機擾動項。第二,將一階差分序列記為 DLNGDP、DLNHEDU;二階差分序列則記為DDLNGDP、DDLNHEDU,數(shù)據(jù)使用 Eviews6.0統(tǒng)計軟件進行處理。

2、ADF檢驗

如果采用傳統(tǒng)方法 (直接采用OLS估計法)對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸,則有可能產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象,即回歸模型可能有很高的擬合優(yōu)度值,且系數(shù)檢驗也非常顯著,但回歸模型的結(jié)果卻沒有現(xiàn)實的解釋意義。因而,在進行回歸之前,必須對變量時間序列進行單位根檢驗,以確定時間序列的平穩(wěn)性。我們采用ADF檢驗法來檢驗 LNHEDU序列和 LNGDP序列是否具有平穩(wěn)性質(zhì),該方法通過三個模型：模型 1不含有常數(shù)項和時間趨勢項,模型 2含有常數(shù)項而不含趨勢項,模型 3含有常數(shù)項和趨勢項。檢驗時,從模型 3開始,然后模型 2、模型 1。如果其中任何一個模型中的 ADF值大于麥金農(nóng)臨界值,則拒絕原假設,即認為原序列沒有單位根,為平穩(wěn)序列。分別對 LNHEDU、LNGDP進行ADF單位根檢驗,結(jié)果見表 1。

表 1 序列 LNGDP和 LNHEDU的 ADF單位根檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明,在 1%的顯著性水平下,LNHEDU序列和LNGDP序列的原序列和一階差分序列的ADF檢驗都是非平穩(wěn)的,但二階差分是平穩(wěn)的。因此,這兩個時間序列LNHEDU和LNGDP是I(2)的單位根過程,具有二階單整性,可以進一步檢驗兩者之間是否存在協(xié)整關系。

3、協(xié)整檢驗

常用的協(xié)整檢驗有兩種：EG(1987)兩步協(xié)整檢驗法和Johansen協(xié)整檢驗法。EG兩步協(xié)整檢驗法主要應用于雙變量模型,而Johansen協(xié)整檢驗法主要應用的是多變量模型。由于筆者采用的是雙變量線性回歸模型,只涉及兩個變量,因此采用EG兩步法進行協(xié)整關系的檢驗。

由單位根檢驗可知,LNHEDU和 LNGDP同是二階單整,符合存在協(xié)整關系的條件。EG協(xié)整檢驗分兩步進行：首先,協(xié)整回歸。采用普通最小二乘法 (OLS)估計LNHEDU和LNGDP之間的方程,并計算非均衡誤差。

殘差et=-5.106+lnGDP-lnHEDU。然后,確定 et的單整性,看殘差是否是平穩(wěn)的。如果殘差序列是平穩(wěn)的,則可以認為 LNHEDU和 LNGDP之間存在協(xié)整關系,反之,不具有協(xié)整關系?？紤]到變量采用二階差分形式,因而也對殘差的二階差分做ADF檢驗,檢驗結(jié)果見表 2。

表 2 殘差序列單位根檢驗結(jié)果

由表 2可知,模型 1在 1%的顯著性水平下,殘差序列是平穩(wěn)序列,也就是說存在LNHEDU和LNGDP的平穩(wěn)線性組合,即表明湖南省高等教育規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

4、Granger因果關系檢驗

經(jīng)過協(xié)整檢驗,說明湖南高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系。但是,這種長期的均衡關系是否存在因果關系呢?我們需要對 LNHEDU和 LNGDP進行Granger因果關系檢驗,檢驗結(jié)果見表 3。

表 3 序列LNGDP和LNHEDU格蘭杰檢驗結(jié)果

由格蘭杰因果關系檢驗可知,湖南高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長存在雙向的格蘭杰因果關系。在滯后期為 2、顯著性水平為 5%的情況下,高等教育發(fā)展規(guī)模是區(qū)域經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,意味著隨著高等教育規(guī)模的擴大,人力資本對經(jīng)濟增長的作用是顯著的;同樣,區(qū)域經(jīng)濟增長也是高等教育規(guī)模發(fā)展的格蘭杰原因,意味著伴著湖南經(jīng)濟的增長和人民收入水平的提高,高等教育規(guī)模在不斷擴大。

5、誤差修正模型 (ECM)

誤差修正模型 (ECM)既能反映不同時間序列的長期均衡關系,又能反映短期偏離向長期均衡修正的機制。根據(jù) Granger定理,若變量序列之間是協(xié)整的,則序列組合的結(jié)果產(chǎn)生的誤差為均衡誤差,它反映了序列與均衡之間的關系。一組具有協(xié)整關系的變量一定具有誤差修正模型 ECM表達式的存在。因此,在協(xié)整檢驗的基礎上,我們進一步建立包括誤差修正項在內(nèi)的誤差修正模型,由此來研究模型的短期動態(tài)和長期調(diào)整特征。通過對湖南經(jīng)濟增長和區(qū)域高等教育規(guī)模的長期均衡方程進行分析,引入二階滯后項誤差修正模型。根據(jù)Hendry等人從一般到特殊的建模方法,將不顯著的變量逐一排除,得到如下誤差修正模型：

式中,誤差修正項 ECMt-1=lnGDPt-1-5.106-0.65lnHEDUt-1。從誤差修正模型可以看到,模型的擬合度較好,t統(tǒng)計量都比較顯著,不存在自相關。誤差修正項系數(shù)為負,符合反向修正機制,體現(xiàn)了長期非均衡誤差對 LNGDP的控制,短期內(nèi)經(jīng)濟增長的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。同時,可以看出,經(jīng)濟增長的波動在短期主要是受到 LNGDP滯后期的影響,且影響為正,影響系數(shù)為 0.503%。而區(qū)域高等教育規(guī)模在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長的影響不是很顯著,可以間接的反映出高等教育規(guī)模對經(jīng)濟增長的促進作用體現(xiàn)在長期,是一種長期的均衡關系。

三、結(jié)論與政策建議

1、主要結(jié)論

(1)湖南高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系,即長期均衡關系。湖南每萬人口中普通高等學校在校生數(shù)增加 1%,經(jīng)濟增長同向變動 0.64%,表明湖南高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟增長的拉動作用是比較顯著的。

(2)湖南省高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長之間互為格蘭杰因果關系。即高等教育規(guī)模是區(qū)域經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,意味著隨著高等教育規(guī)模的擴大,高等教育所具有的人力資本功能對經(jīng)濟增長的作用是明顯的;區(qū)域經(jīng)濟增長同樣也是高等教育規(guī)模發(fā)展的格蘭杰原因,意味著伴著湖南經(jīng)濟的增長和人民收入水平的提高,高等教育規(guī)模也在不斷擴大。

(3)高等教育規(guī)模在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長沒有顯著的影響。在誤差修正模型中,誤差修正項系數(shù)為負,符合反向修正機制,體現(xiàn)了長期非均衡誤差對 LNGDP的控制,短期內(nèi)經(jīng)濟增長的非均衡狀態(tài)逐漸向長期均衡狀態(tài)趨近。在短期內(nèi),經(jīng)濟的增長主要受到其滯后項的影響,影響系數(shù)為 0.503%,而高等教育規(guī)模在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長沒有顯著的影響。

2、政策建議

(1)重視高等教育發(fā)展,為湖南經(jīng)濟發(fā)展輸送高層次、高質(zhì)量的人力資本。要完善與高等教育發(fā)展相關的制度,強化政策、制度和法律對高等教育發(fā)展的引導;多渠道籌集資金,加大對高等教育的經(jīng)費投入;發(fā)展經(jīng)濟,拓寬就業(yè)渠道,吸納高校培養(yǎng)的人力資源。

(2)以區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展為導向,適應湖南實際發(fā)展要求,發(fā)展區(qū)域高等教育。政府要加強宏觀調(diào)控,結(jié)合區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展情況,控制高等教育的發(fā)展速度、規(guī)模,合理的安排高等教育布局和層次分級。

(3)堅持規(guī)模適度原則,綜合考慮各種影響因素,理性控制高等教育規(guī)模。區(qū)域高等教育的發(fā)展會受到多種因素的影響和制約。政府應綜合考慮地區(qū) “經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力的產(chǎn)業(yè)分布結(jié)構(gòu)、城市化水平、中學教育普及水平和政府或個人的經(jīng)濟支持意愿和程度”[12]來配置高等教育資源,確定高等教育規(guī)模。單個高校的規(guī)模也會受到 “生均教師資源狀況、生均經(jīng)費投入、生均校舍建設面積和生均固定資產(chǎn)與教學儀器設備”[13]等因素的影響,其在校生規(guī)模應與學校的承載能力相適應。

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