高月梅,殷功利,葉新平

（1.江西財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，南昌 330013；2.南昌理工學(xué)院,南昌 330013）

0 引言

教育與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系很多學(xué)者進(jìn)行了研究，舒爾茨（1960）論述了人力資本理論，并且定量研究了1929～1957年美國(guó)教育投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，得出了教育投資增長(zhǎng)的收益占國(guó)民收入增長(zhǎng)的比重為33%的結(jié)論。黃卉,蘇立寧（2007）認(rèn)為高素質(zhì)的人力資源對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用是較大的[1]。陳立泰,黃仕川（2008）認(rèn)為：教育發(fā)展對(duì)重慶市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是顯著的,但是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是教育發(fā)展的格蘭杰原因[2]。于凌云（2008）運(yùn)用1996～2005年中國(guó)的面板數(shù)據(jù)分析，認(rèn)為：中國(guó)政府、非政府投入對(duì)于人力資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是具有短期效應(yīng)的，在教育投入比相對(duì)較低的地區(qū),物質(zhì)資本投入是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要原因,而非政府投入的增長(zhǎng)對(duì)人力資本的積累產(chǎn)生更加明顯的效果[3]。鄧媛，李瑞光（2009）認(rèn)為云南省教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著互為因果的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)中，教育投入占24.3%[4]。楊大楷，孫敏（2009）認(rèn)為：公共教育投資與三次產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值均具有長(zhǎng)期正向均衡關(guān)系,其中,對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的正效應(yīng)是最大的。三次產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值對(duì)公共教育投資沖擊的長(zhǎng)期響應(yīng)是正的[5]。現(xiàn)有的文獻(xiàn)對(duì)安徽財(cái)政教育支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析比較少見(jiàn)，本文將實(shí)證分析安徽財(cái)政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

1 建立計(jì)量模型

1.1 選取、處理數(shù)據(jù)

以安徽財(cái)政教育支出(ED)、GDP二個(gè)時(shí)間序列來(lái)分析安徽財(cái)政教育支出和安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GDP）之間的關(guān)系，樣本區(qū)間選取1995～2010年（如表1）。序列DDED、DDGDP由序列ED、GDP二階差分變換得來(lái)。

1.2 檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性

表1 1995～2010年安徽省GDP以及財(cái)政教育支出 (單位：億元)

時(shí)間序列的平穩(wěn)性很重要。若時(shí)間序列不平穩(wěn)會(huì)產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，這樣會(huì)導(dǎo)致回歸模型的結(jié)果失真。我們采用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)單位根，使用Eviews5.0根據(jù)樣本自動(dòng)推薦的q值來(lái)確定最大的滯后項(xiàng)。表2是平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

其中，表2中第三欄檢驗(yàn)形式中的c、k、n分別為：常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)。由上面的表2可以看出，GDP、ED是非平穩(wěn)變量，而DDGDP和DDED是平穩(wěn)變量，是I(2)的。DDGDP和DDED之間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件，我們可以進(jìn)行回歸分析。

1.3 檢驗(yàn)協(xié)整

協(xié)整理論可以表述為：兩個(gè)或兩個(gè)以上序列滿(mǎn)足以下兩個(gè)條件：（1）單整階數(shù)相同；（2）它們之間確實(shí)存在著協(xié)整關(guān)系,那么變量之間就應(yīng)該存在：一種長(zhǎng)期的、穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這樣的話，“偽回歸”的問(wèn)題就可以避免了。我們運(yùn)用E-G兩步法來(lái)進(jìn)行協(xié)整分析。首先，我們建立安徽財(cái)政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的回歸模型(1)，得到如下協(xié)整方程式：

以上參數(shù)的t值=11.71、38.22＞臨界值t0.025（14）=2.15，F(xiàn)=1460.60＞臨界值F0.05（14）=3.74，都通過(guò)了檢驗(yàn)。

其次，殘差Et的平穩(wěn)性可以通過(guò)ADF檢驗(yàn)來(lái)判斷。若一變量序列存在協(xié)整關(guān)系的話，則殘差Et就應(yīng)該是平穩(wěn)的。我們進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，可以采用一個(gè)合適的檢驗(yàn)公式為[6]：

協(xié)整檢驗(yàn)的ADF臨界值在5%顯著水平下為-1.97＞Et-1的T值-2.91，得出殘差項(xiàng)是穩(wěn)定的，拒絕存在單位根的假設(shè)。安徽財(cái)政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系成立。

方程式(2)具有確定的經(jīng)濟(jì)意義為：安徽財(cái)政教育支出每增長(zhǎng)1%，名義安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將增長(zhǎng)27.77%。同時(shí)說(shuō)明了安徽財(cái)政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

1.4 誤差修正模型的建立

格蘭杰(Granger)定理可以表述為：假如一組變量存在協(xié)整的話，則總是可以找到一個(gè)誤差修正模型來(lái)表述這組變量之間的短期非均衡關(guān)系的。我們得到安徽財(cái)政教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的誤差修正模型。

其中，Et-1作為誤差修正項(xiàng)。由BG檢驗(yàn)法可以得到：LM（2）=1.22＜χ2(2)=5.99，說(shuō)明模型（4）的殘差序列的自相關(guān)是不存的。由臨界值T0.025（12）=2.18小于變量、誤差修正項(xiàng)Et-1的回歸系數(shù)的T值，表明回歸系數(shù)都是顯著的。安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期變動(dòng)受到安徽財(cái)政教育支出的正向影響，本期的財(cái)政教育支出每增加1%，本期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將增長(zhǎng)26.94%。根據(jù)短期調(diào)整系數(shù)Et-1的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)，可以得出符合反向修正機(jī)制。它表明了安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與長(zhǎng)期均值的偏差中的55%得到調(diào)整。模型(4)反映了安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受安徽財(cái)政教育支出的短期波動(dòng)規(guī)律，說(shuō)明了安徽財(cái)政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系緊密，在短期，安徽財(cái)政教育支出也促進(jìn)了安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

綜合模型（2）、模型（4）可知，安徽財(cái)政教育支出對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響短期小于長(zhǎng)期。說(shuō)明安徽財(cái)政教育支出的長(zhǎng)期效應(yīng)大于短期效應(yīng)。安徽財(cái)政教育支出的人力資本的發(fā)揮需要通過(guò)一定的時(shí)間才能發(fā)揮其潛能，而短期效應(yīng)可通過(guò)安徽教育消費(fèi)與安徽教育投資來(lái)實(shí)現(xiàn)快速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.5 檢驗(yàn)格蘭杰（Granger）因果關(guān)系

變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系可以由協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)檢測(cè)，而這種均衡關(guān)系能否構(gòu)成因果關(guān)系可以由計(jì)量技術(shù)手段Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)檢測(cè)。表3列出了安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與安徽財(cái)政教育支出間因果關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 格蘭杰（Granger）非因果性檢驗(yàn)結(jié)果

表3結(jié)果說(shuō)明，在90%置信度下，滯后期數(shù)是4時(shí)，安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是安徽財(cái)政教育支出增長(zhǎng)的原因，安徽財(cái)政教育支出增長(zhǎng)是安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。

2 結(jié)論

上述的分析告訴我們：在短期，可能存在某隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊，導(dǎo)致安徽財(cái)政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的變化不協(xié)調(diào),但長(zhǎng)期內(nèi)，安徽財(cái)政教育支出與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著協(xié)整關(guān)系。從協(xié)整分析可以得出：在短期、長(zhǎng)期，安徽財(cái)政教育支出的增長(zhǎng)促進(jìn)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從Granger因果檢驗(yàn)得出：安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是安徽財(cái)政教育支出增長(zhǎng)的原因，安徽財(cái)政教育支出增長(zhǎng)是安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。可以這樣說(shuō)，安徽財(cái)政教育支出對(duì)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的促進(jìn)作用。

[1]黃卉,蘇立寧.安徽省人力資源狀況與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理,2007,(4).

[2]陳立泰,黃仕川.重慶教育發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響:1985～2006[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2008,(14).

[3]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）.

[4]鄧媛,李瑞光.基于VAR模型實(shí)證分析云南省教育投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2009,(4).

[5]楊大楷,孫敏.中國(guó)公共教育投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[J].財(cái)貿(mào)研究,2009,（5）.

[6]李子奈,潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第2版)[M].北京:高等教育出版社,2005.