陶韶菁 白爭輝

摘要：高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)性可通過描繪因素間的長期穩(wěn)定關(guān)系、內(nèi)生糾偏機(jī)制、相互作用情況來表征。因此，選擇高等學(xué)校在校生數(shù)、地區(qū)生產(chǎn)總值兩個指標(biāo)，基于協(xié)整方程、誤差修正模型、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對以上三個方面進(jìn)行有效探測。實(shí)證結(jié)果表明：整體上看，高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的協(xié)調(diào)性特征；高等教育與經(jīng)濟(jì)增長同步變化，并存在自發(fā)地產(chǎn)生糾偏機(jī)制進(jìn)行調(diào)控；高等教育會顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長，但這種促進(jìn)的作用還有待進(jìn)一步提升。

關(guān)鍵詞：高等教育；協(xié)整分析；誤差修正模型；Granger因果關(guān)系

中圖分類號：G511 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1009-055X（2016）04-0126-07

doi：10.19366/j.cnki.1009-055X.2016.04.017

一、引言

經(jīng)濟(jì)與教育是現(xiàn)代社會發(fā)展的兩大基礎(chǔ)，教育與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系也是教育經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的重點(diǎn)。一般來說，區(qū)域經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)的地區(qū)，地區(qū)的教育水平越高，教育（尤其是高等教育）也越發(fā)達(dá)。1998年高校擴(kuò)招以來，廣東省高等教育規(guī)模迅速擴(kuò)大，發(fā)展也進(jìn)入了大眾化階段。在大數(shù)據(jù)、低碳化、新能源的知識經(jīng)濟(jì)時代，高等教育作為科技進(jìn)步、創(chuàng)新管理的主要推動力和人力資本投資的重要方式，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起著不可替代的重要作用。李克強(qiáng)總理指出：“我國教育改革發(fā)展面臨新的繁重任務(wù)，必須在公平和質(zhì)量上下大功夫，實(shí)現(xiàn)新突破?！蹦敲矗叩冉逃c區(qū)域經(jīng)濟(jì)之間存在著怎樣的相互影響關(guān)系？高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的短期和長期關(guān)系又有何差異？本文基于動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整理論，選取廣東省1978—2014年間的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，并為廣東省高等教育的發(fā)展提供一定的借鑒作用。

二、研究現(xiàn)狀述評

20世紀(jì)60年代，被稱為世界高等教育發(fā)展的“黃金時代”。舒爾茨[1]和貝克爾[2]的人力資本理論從教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙視角來對教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系進(jìn)行全面系統(tǒng)地考察，奠定了對教育與經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究的基礎(chǔ)。在教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的衡量方面，舒爾茨[3]、丹尼爾森[4]分別提出了舒爾茨經(jīng)濟(jì)增長余量分析法、丹尼爾森經(jīng)濟(jì)增長因素分析法，測算了教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。Menon[5]、Psacharopoulos[6]進(jìn)一步對教育投入與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，但得出了截然不同的研究結(jié)果，前者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展是教育發(fā)展的先導(dǎo)原因，而后者則認(rèn)為教育發(fā)展是原因，經(jīng)濟(jì)增長是結(jié)果。

國內(nèi)也有許多學(xué)者對高等教育與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究與實(shí)證分析。如楊益民[7]通過隨機(jī)試驗(yàn)方法得出了東西部地區(qū)高等教育規(guī)模對區(qū)域人均GDP的影響不顯著，但中部地區(qū)影響顯著的結(jié)論。陳霞[8]根據(jù)中國1994—2009年度相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)得出高等學(xué)校在校生數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長為負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。胡詠梅、薛海平[9]建立了不同收入國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與高等教育規(guī)模的回歸分析模型，并指出我國在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之下不宜繼續(xù)擴(kuò)大高等教育規(guī)模。馬鵬媛、米紅[10]探索了擴(kuò)招以來高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的演變，并得出隨著經(jīng)濟(jì)增長，高等教育人口比重亟待持續(xù)提高，高等教育潛在規(guī)模仍有較大的增長空間的結(jié)論?？傮w來說，國內(nèi)外目前關(guān)于高等教育與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要集中在國家的層面，較為宏觀，而具體至區(qū)域?qū)用娴难芯枯^少；對影響結(jié)果的研究較多，對影響機(jī)制的研究較少；更鮮有學(xué)者對經(jīng)濟(jì)增長關(guān)于高等教育的長短期彈性進(jìn)行研究。

基于此，為了避免最小二乘法估計可能導(dǎo)致的“偽回歸”，本文擬以廣東省1978—2014年的時間序列數(shù)據(jù)為例，運(yùn)用協(xié)整理論來構(gòu)建高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的理論模型，并對高等學(xué)校在校生數(shù)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的長期協(xié)整、影響機(jī)制、因果關(guān)系和長短期彈性進(jìn)行實(shí)證分析。在此基礎(chǔ)上，對廣東省的高等教育的發(fā)展提出針對性的建議。本文的研究模型如圖1所示。

三、研究方法與數(shù)據(jù)處理

（一）研究方法

隨著動態(tài)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，協(xié)整分析、誤差修正模型與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法，為研究非平穩(wěn)變量之間的均衡關(guān)系與相互影響提供了可靠的理論依據(jù)與工具。協(xié)整是指若兩個或以上的非平穩(wěn)時間序列的線性組合構(gòu)成平穩(wěn)的時間序列，則這些序列是協(xié)整的，從而用以說明經(jīng)濟(jì)變量之間存在長期均衡關(guān)系。存在協(xié)整關(guān)系的變量之間具有相互之間的信息反饋，任何變量的短期偏離最終會回到長期均衡上來。

建立高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)整分析及誤差修正模型，將揭示它們之間是否存在長期均衡關(guān)系以及短期波動向長期均衡趨近的調(diào)整幅度。

（二）數(shù)據(jù)處理

高等教育發(fā)展水平有規(guī)模和質(zhì)量兩個層面的內(nèi)容，但由于質(zhì)量指標(biāo)缺乏客觀、合理的當(dāng)量折算標(biāo)準(zhǔn)，可比性難以掌握，在進(jìn)行高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系研究時，眾多學(xué)者采用高等教育規(guī)模等數(shù)量指標(biāo)來反映地區(qū)的高等教育發(fā)展水平。

因此，本研究選取廣東省1978—2014年間的高等學(xué)校在校生數(shù)（ST）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP），對高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。為減少數(shù)據(jù)波動性與異方差性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，分別記為lnST、lnGDP，具體的數(shù)據(jù)見表1。

四、計量分析：基于1978—2014年廣東省數(shù)據(jù)

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)：變量序列穩(wěn)定性檢驗(yàn)

地區(qū)生產(chǎn)總值與高等學(xué)校在校生數(shù)是宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的重要組成部分，有可能非平穩(wěn)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)過程非平穩(wěn)時，容易導(dǎo)致偽回歸的問題，即模型產(chǎn)生的殘差序列μt不平穩(wěn)導(dǎo)致相關(guān)的檢驗(yàn)失效。因此，在進(jìn)行協(xié)整分析之前應(yīng)先對序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。

在檢驗(yàn)?zāi)Ｐ颓埃冉o出各變量時間序列的線性走勢圖（見圖2）。從圖2中可以看出，lnGDP和lnST的時間序列都有明顯的遞增趨勢且存在多重共線性，因而有可能存在較強(qiáng)的相關(guān)性。

為取得可靠性的分析結(jié)果，本研究對高等學(xué)校在校生數(shù)序列和地區(qū)生產(chǎn)總值序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法采用單位根檢驗(yàn)（Unit Root Test），具體運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法。當(dāng)兩種檢驗(yàn)方法的結(jié)果均表明序列穩(wěn)定時，才能作出判斷序列是平穩(wěn)的結(jié)論，否則不平穩(wěn)。運(yùn)用Eviews7.2得到檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）。

由表2可見，ln GDP與ln ST序列的ADF檢驗(yàn)值分別為-0.85和-1.79，均大于顯著性10%的臨界值；PP檢驗(yàn)值分別為-1.68和-1.63，均小于顯著性10%的臨界值，因此原序列接受存在單位根的假設(shè)。由于序列l(wèi)n GDP與ln ST呈現(xiàn)出線性走向，因此對這兩個序列做1階差分，然后對差分序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ln GDP的一階差分序列的ADF和PP檢驗(yàn)值均小于顯著性10%的臨界值，顯著性超過94%；ln ST的一階差分序列的ADF和PP檢驗(yàn)值均小于顯著性5%的臨界值，所以拒絕原假設(shè)，即接受不存在單位根的零假設(shè)，即說明ln GDP與ln ST的一階差分序列是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)：因素長期穩(wěn)定關(guān)系探測

盡管高等學(xué)校在校生數(shù)序列與地區(qū)生產(chǎn)總值序列是非平穩(wěn)的，但仍然可能是協(xié)整的，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果表明ln GDP與ln ST都是一階單整的，符合協(xié)整分析的前提條件。對于具有相同單整階數(shù)的非平穩(wěn)變量，一般采用Engle—Granger二步法對它們之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。首先利用普通最小二乘回歸（OLS）對兩變量進(jìn)行回歸得到回歸模型；然后，對回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果回歸方程的殘差平穩(wěn)，則稱這些變量是協(xié)整的。

（三）誤差修正模型：內(nèi)生糾偏機(jī)制檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明這些經(jīng)濟(jì)變量之間一定存在長期靜態(tài)穩(wěn)定關(guān)系，在短期這種穩(wěn)定關(guān)系有可能失衡。誤差修正模型（ECM）將這些經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系表示成長期靜態(tài)關(guān)系和短期動態(tài)關(guān)系之和的形式，通過誤差修正模型把短期行為與長期值相聯(lián)系，并建立對失衡部分糾正的誤差修正機(jī)制。

在誤差修正模型（3）中，各變量的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，且誤差修正項(xiàng)系數(shù)（-0.459）為負(fù)，符合反向修正機(jī)制。GDP的波動受到短期波動和非均衡誤差的影響，其中短期波動由各變量的差分項(xiàng)體現(xiàn)，非均衡誤差由協(xié)整方程體現(xiàn)。短期波動包括Δln ST、Δln STt-1、Δln GDPt-1三個部分，三者每變動一個單位，本年度的經(jīng)濟(jì)增長相應(yīng)地變化0.357、-0.268和0.926個單位。非均衡誤差的系數(shù)為-0.459，意味著上一年度的非均衡誤差以45.9%的比率對本年度的Δln GDP做出反向修正，也說明地區(qū)生產(chǎn)總值的變動受到多種因素的影響，高等教育在校生數(shù)與GDP的均衡關(guān)系對當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自身修正能力適中。一旦短期波動偏離長期均衡關(guān)系，誤差修正機(jī)制能糾正這種偏離，并最終使高等教育規(guī)模與地區(qū)生產(chǎn)總值的關(guān)系回到長期均衡關(guān)系上來。

（四） Granger因果檢驗(yàn)：因素相互作用分析

協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果表明高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在協(xié)整關(guān)系。但是，這種長期的均衡關(guān)系究竟是高等教育拉動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)高等教育的發(fā)展？這需要對ln GDP和ln ST進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

分別選取滯后期為1到6，對ln GDP與ln ST進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。從表3可以看出，在滯后期為1或2時，ln GDP與ln ST之間不存在因果關(guān)系。但從第三期開始，對于ln ST不是ln GDP的Granger原因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率不超過5%，至少在95%的置信水平下，可以認(rèn)為ln ST是ln GDP的Granger原因。因此，Granger因果關(guān)系表明，高等學(xué)校在校生數(shù)ln ST是經(jīng)濟(jì)發(fā)展ln GDP的Granger原因，但GDP的增長并不必然導(dǎo)致高等學(xué)校在校生數(shù)的增長。

五、主要結(jié)論與政策啟示

（一）主要結(jié)論

通過對地區(qū)生產(chǎn)總值與高等學(xué)校在校生數(shù)量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究，可以得出以下結(jié)論：

高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的協(xié)調(diào)特征，且高等教育是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的Granger原因。在該均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型進(jìn)行分析，結(jié)果顯示，高等學(xué)校在校生數(shù)與地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在從短期非均衡向長期均衡調(diào)整的誤差調(diào)整機(jī)制，如果變量在某時期受到干擾偏離其長期均衡點(diǎn)，則誤差調(diào)整機(jī)制將會在下一期以45.9%的調(diào)整幅度進(jìn)行修正，以使其重新回到長期均衡狀態(tài)。

高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的長期促進(jìn)作用比短期更為顯著。從彈性系數(shù)上看，地區(qū)生產(chǎn)總值對高等學(xué)校在校生數(shù)的短期彈性為0.357，而長期彈性為0.773（長期彈性比短期彈性高出0.416）。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中也可以看到，滯后期為1或2時，高等教育規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)關(guān)系并不顯著（p值分別為0.402和0.926，均大于0.05），而當(dāng)滯后期為3至6時，因果關(guān)系就非常顯著（P值分別為0.01、0.041、0.001、0.017，均小于0.05）。

雖然高等教育規(guī)模擴(kuò)大能夠推動經(jīng)濟(jì)增長，但廣東省教育發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低。各國各地區(qū)的教育發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度各不相同，但教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈非線性的正相關(guān)關(guān)系。具體到貢獻(xiàn)率方面，英、美等高等教育發(fā)達(dá)國家高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到2，而廣東省高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻僅為0.773，遠(yuǎn)低于高等教育發(fā)達(dá)國家。廣東省教育貢獻(xiàn)低的數(shù)量原因可能在于相對較低的教育產(chǎn)出彈性和較短的受教育年限兩方面，雖然廣東經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度很快但市場經(jīng)濟(jì)體制還有待完善，因而在吸收高素質(zhì)人才方面仍處于劣勢，而且這還將不利于促進(jìn)高等院校、科研單位和生產(chǎn)企業(yè)之間的結(jié)合，導(dǎo)致教育對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用難以發(fā)揮出來。

（二）政策啟示

從以上研究結(jié)果中可知，擴(kuò)大高等教育規(guī)模將對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有一定的促進(jìn)作用，從長期來看這種促進(jìn)作用比短期更為顯著，但高等教育對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用尚未完全發(fā)揮出來。從中可以得到一些對我國以及廣東省高等教育發(fā)展有促進(jìn)作用的對策和建議。

要在合理的范圍內(nèi)進(jìn)一步擴(kuò)大高等教育的規(guī)模。當(dāng)勞動力與資本實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置時，才更有利于經(jīng)濟(jì)增長和提升經(jīng)濟(jì)增長的潛力。多年來，我國尤其廣東省的GDP 增速一直保持在8%左右，可以預(yù)料未來的經(jīng)濟(jì)狀況和社會發(fā)展對人才的需求還將不斷加大。然而我國的高等教育在歷史上曾一度中斷，未能夠充分發(fā)展，目前尚處在“補(bǔ)償性增長”階段。因此在當(dāng)前國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平下，應(yīng)通過勞動力市場的宏觀調(diào)控，設(shè)置合理的人力資源發(fā) 展戰(zhàn)略，才能滿足經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要。

要穩(wěn)定持續(xù)地保障對高等教育的投入。在短期內(nèi)高等教育規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也許并不顯著，但長遠(yuǎn)地來看，這種促進(jìn)作用是非常明顯的。這反映了高等教育培養(yǎng)的人才對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響有逐年累積的作用，是一個動態(tài)的長期過程。而高等教育的經(jīng)濟(jì)投入情況對高等教育規(guī)模及質(zhì)量都有非常大的影響，李克強(qiáng)總理多次表示：“教育經(jīng)費(fèi)不能削減只能增加”。但關(guān)鍵還在于各地方政府如何將其貫徹落實(shí)，并能否持續(xù)加大對高等教育的投入，從而才能保障高等教育規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長。

要充分發(fā)揮高等教育對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。當(dāng)前，我國經(jīng)濟(jì)正處于速度調(diào)整、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和動力轉(zhuǎn)換的關(guān)鍵時期，亟需加強(qiáng)教育對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用，因此需要高等教育系統(tǒng)內(nèi)部的制度創(chuàng)新，促進(jìn)高等教育與科技、經(jīng)濟(jì)、社會緊密結(jié)合，不斷助力經(jīng)濟(jì)的提質(zhì)增效。一方面加強(qiáng)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育，重視對學(xué)生實(shí)踐和創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，加快培養(yǎng)規(guī)模宏大、富有創(chuàng)新精神、勇于投身實(shí)踐的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)人才隊(duì)伍，不斷提高高等教育對穩(wěn)增長、促改革、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生的貢獻(xiàn)度；另一方面，要在完善高等教育質(zhì)量保證體系的同時，盡快改革不合理的用人制度，作到人盡其才、才盡其用，使教育對經(jīng)濟(jì)的作用通過其產(chǎn)出的最終產(chǎn)品——人力資本體現(xiàn)出來，使高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用真正地發(fā)揮出來。[11]

參考文獻(xiàn)：

[1]Schultz T W.Investment in human capital[J]. The American economic review，1961，51（1）： 1-17.

[2]Becker G S. Investment in human capital： A theoretical analysis[J]. The journal of political economy，1962，70（5）： 9-49.

[3]Schultz T W. Education and economic growth[J]. Social forces influencing American education，1961（2）：60-61.

[4]Denison E F.The sources of economic growth in the United States and the alternatives before us[M]. New York：Committee for Economic Development.1962：100-103.

[5]Menon M E. Perceived rates of return to higher education in Cyprus[J]. Economics of Education Review，1997，16（4）： 425-430.

[6]Psacharopoulos G. Returns to education： an updated international comparison[J]. Comparative education，1981，17（3）： 321-341.

[7]楊益民.區(qū)域高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析[J]. 江蘇高教，2006（3）： 35-38.

[8]陳霞.中國高等教育投入與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)關(guān)系分析[J]. 云南大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2011（10）： 76-81.

[9]胡詠梅，薛海平.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與高等教育規(guī)模的相關(guān)性研究[J]. 江蘇高教，2004（2）： 23-26.

[10]馬鵬媛，米紅. 高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系演變的實(shí)證研究[J]. 教育與經(jīng)濟(jì)，2012（2）： 17-21.

[11]毛洪濤，馬丹.高等教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計量分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2004（1）： 92-95.

Abstract：Based on the cointegration theory， the model to measure the coordination between higher education and regional economic has been constructed from the perspectives of including stable link in a long period of time， endogenous correct mechanism and mutual interaction. This paper uses the method of co-integration dynamic econometrics analysis， selects two indicators - the number of students at school of higher education and regional GDP， and carries out an empirical research of the co-integration relationship between higher education scale and economic growth. The result has shown： （1） Higher education and regional economic have basically formed the stable link in a long period of time with endogenous correct mechanism. （2） The higher education scale and regional economic are in synchronous change， and there is an error adjustment mechanism， which adjusts the short-term disequilibrium state to long-term equilibrium condition. （3） The growth of the scale of higher education will accelerate long-term regional economic growth， but the promoting effect is to be promoted.

Keywords：higher education； cointegration analysis； error correction model； Granger causal relationship

（責(zé)任編輯：鄧澤輝）