彭麗花

（廣東開放大學，廣東 廣州　510091）

高職教育對廣東省經濟增長率的貢獻研究

彭麗花

（廣東開放大學，廣東 廣州510091）

本文以柯布-道格拉斯生產函數為基準模型，估算得到廣東省的勞動產出彈性為0.6，低于國際上通用的麥迪遜系數0.7，說明我國廣東地區(qū)的勞動力產出彈性不具備國際競爭力。最后根據教育綜合指數法，對廣東省2001-2013年的有關數據進行測算，得到高職教育對廣東省經濟增長率的貢獻為0.49%，比本科教育的貢獻率低0.2%。得出結論：教育層次越高，教育發(fā)展指數增長越快，對經濟的貢獻率也越大。

高職教育；教育綜合指數；經濟增長率；貢獻

高職教育服務于區(qū)域經濟，一般而言，經濟發(fā)達的地方，高職教育也相對比較發(fā)達。廣東省作為經濟大省，高職教育的發(fā)展也走在全國前列。2006年教育部頒布了 《關于全面提高高等職業(yè)教育教學質量的若干意見》（教高〔2006〕16號），明確了高等職業(yè)教育是高等教育的一個類型，給予高職教育正本清源的重要地位，也迎來了高職教育的穩(wěn)健發(fā)展階段。廣東省高職教育起步于上世紀80年代，高職院校數量從17所發(fā)展到現(xiàn)在的79所，招生數和在校生數規(guī)模逐年上升，占比在2003年達到最高點，分別占全省普通高校招生數、在校生數的比例為59.66%、52.76%?？梢?，高職教育已經占據了高等教育的半壁江山，為地區(qū)經濟培養(yǎng)了大量的高素質技能型人才。本文擬測度高職教育對廣東省經濟的貢獻到底有多大，這對于處理好廣東省教育與經濟的關系具有重要意義。

一、估算方法介紹

衡量教育對經濟貢獻的定量方法有很多，在西方，無論是舒爾茨的余值分析法，還是丹尼森的經濟增長因素分析法，都是以柯布-道格拉斯生產函數為基準模型，依據羅默的內生化經濟增長理論，將人力資本（包括教育投入）視為內生變量，與資本和勞動力一起納入經濟增長模型。國內學者崔玉平認為教育對經濟的作用主要是通過提高勞動力的素質進而提高勞動生產率實現(xiàn)的，它的作用相當于使未受正規(guī)教育的初始勞動力（或基準勞動力）的數量成倍增加。［1］本文基于上述思路構建經濟增長模型。

在此，簡單介紹一下柯布-道格拉斯生產函數。依賴于時間t的動態(tài)生產函數為：Yt=Atf（Kt,Lt）=AtKtαLtβ（式1）。為便于分析，假定各個時期的技術水平保持不斷，其中A代表技術水平，Kt代表各期物資投入，Lt代表勞動投入。根據崔玉平的觀點，Lt=L0t*Et（式2），L0t代表各期的初期勞動力，Et代表教育投入。將式2代入式1中，得到Yt=AKtαL0tβEtβ（式3）。對式3的兩邊同時取對數，對時間t求導，得出經濟增長率模型：y=a+αk+βl0+ βe（式4）。這里，y代表經濟年增長率，α代表資本投入的產出彈性，k代表資本投入的年增長率，β代表勞動力的產出彈性，l0代表初始勞動投入的年增長率，e代表教育的年增長率，其中α+β=1。那么，可以計算出教育對經濟的貢獻率為Re=βe/y。由此可以看出，只需估算出β、e與y值，就可以得到教育對經濟的貢獻率。要想計算出高職教育對經濟增長率的貢獻，還需要進一步計算出高職教育指數增長率占教育綜合指數增長率的百分比W1，即可得到其對經濟增長的貢獻率R1= W1*Re。

二、β系數值的估計

α、β值在不同國家不同時期是不確定的，國內學者在進行分析時方法也不一。杭永寶（2007年）為了增加計算結果的國際可比性，采用麥迪遜的β系數值，即β=0.7。［2］程蘭芳等（2008年）則采用了時間序列法，即在C-D生產函數的基礎上，通過構造回歸模型lnYt= lnA+αlnKt+βlnLt+μt，分別估算出α和β的數值。［3］本文采用后一種辦法，通過選取1998年至2013年廣東省的有關數據，其中國內生產總值GDP代表Y、固定資產投資代表K、從業(yè)人員數代表L。為了剔除物價的影響，以1998年作為基期，將固定資產投資和GDP均進行平減。

表1　廣東省1998-2013年國內生產總值、固定資產投資、從業(yè)人員投入模型數據

表2　EVIEWS6.1運行結果

根據表1中的數據，采用軟件EVIEWS6.1進行OLS回歸，輸出結果如表2所示。

得到的回歸方程如下：lnYt=lnA+0.64lnKt+0.96lnLt+ μt。

（1）回歸系數的顯著性檢驗（即t檢驗）。在給定顯著水平0.05下，方程中的LnK和LnL的t統(tǒng)計值分別為t1=5.489499、t2=2.363850均大于t0.05/2（13）=2.16037。說明回歸系數均通過顯著性檢驗。

（2）擬合優(yōu)度檢驗。根據運行結果，可知R2=0.996247， R2的修正值=0.995669，無論哪個值均接近1，說明方程的擬合優(yōu)度很好，回歸線對各樣本點的擬合程度很高。

（3）方程的顯著性檢驗（即F檢驗）。F0.05（2,13）=3.8，運行結果中的F=1725.321>F0.05（2,13），F(xiàn)檢驗通過驗證，表明在95%的概率水平下固定資產投入、勞動力投入對國內生產總值的影響具有顯著性。

綜上所述，回歸方程均能通過各項檢驗，模型估算得到的α= 0.64，β=0.96。經過歸一化處理，α?= 0.4，β?=0.6。比麥迪遜估計β值為0.7略低，這也驗證了杭永寶的觀點：實際上，我國的β值可能低于0.7［2］。結果表明在我國的廣東省地區(qū)勞動力的產出彈性不具備國際競爭力，意味著即在其他條件不變的情況下，勞動每增加1%，產出將增加0.6%；資本每增加1%，產出增加0.4%。

三、測算高職教育對廣東省經濟的貢獻率

由于《中國勞動統(tǒng)計年鑒》中未對2000年從業(yè)人員各文化程度分布的百分比進行統(tǒng)計，所以本文分析的時間節(jié)點是2001年至2013年。同時，為了研究的方便，將研究生及以上教育一并合到本科教育進行分析。根據上文構建的經濟增長模型及回歸運算得到的β值，可將高職教育對廣東省經濟增長率貢獻的計算過程沿著以下思路展開。

表3　廣東省2001-2013年從業(yè)人員人均受各級教育的情況

（一）選擇合適的勞動力質量換算為勞動力數量的系數

不同教育程度的勞動者，勞動生產率不同。在李實（2003）展開的《對中國城鎮(zhèn)教育收益率的長期變動趨勢》一文的研究中，根據中國社會科學院經濟研究所在2000年開展的住戶抽樣調研中，受小學、初中、普通高中、高職、本科教育從業(yè)人員的平均收入比為1∶1.28∶1.38∶1.81∶2.20。［4］據此，可以將2001年接受小學、初中、普通高中、高職、本科教育的勞動力折算系數確定為：1、1.28、1.38、1.81、2.20。

（二）計算各年從業(yè)人員人均受各級教育年限、教育綜合指數

根據《中國勞動統(tǒng)計年鑒》可以查詢到小學、初中、高中、高職、本科文化程度的從業(yè)人員占總就業(yè)人數的百分比，見表3第1部分。根據我國目前教育所實行的學制，小學、初中、高中（含中專）、高職、本科教育的受教育年限分別為6年、3年、3年、3年、4年。按照下列公式可以計算出從業(yè)人員人均受各級教育年限：Hi= Ni*∑fi*100%（式5），其中，i代表各級教育，Hi為從業(yè)人員人均受教育年限，Ni為各級教育年限，fi為從業(yè)人員受本級及以上教育的比重之和。根據廣東省從業(yè)人員人均受各級教育年限（表3的第2部分），我們可以依據公式 Ei=1*H1i+1.28*H2i+1.38*H3i+1.81*H4i+ 2.20*H5i計算得到教育綜合指數，結果見表3的第3部分。教育綜合指數代表由于教育程度提高而帶來的勞動投入量。［5］

（三）計算教育綜合指數年均增長率、剔除高職后的教育綜合指數年均增長率、剔除本科后的教育綜合指數年均增長率

根據公式e=（Ei/Ei-1）-1（i=2，3……13）（式6），可以得到各年間教育綜合指數增長率。取算術平均值，可以得到2001-2013年間的平均教育綜合指數的增長率。由于前文在區(qū)分不同勞動者的勞動生產率差異時，主要是依據工資的不同，而個人的天賦、家庭背景、勤奮努力程度等均會造成個人收入的不同，只有一部分是可以歸因于教育因素，因此根據丹尼森等學者通行的算法，對于依據工資差別而計算出的教育綜合指數的增長率用0.6做折算［1］，因此折算后的教育綜合指數年均增長率為e*=0.6*e=1.05%。

同樣地，可以得到剔除高職教育后的教育綜合指數年均增長率e1=0.95%、剔除本科以上教育后的教育綜合指數年均增長率e2=0.91%。

（四）分別計算高職教育指數增長率占教育綜合指數增長率的百分比、本科教育指數增長率占教育綜合指數增長率的百分比

高職教育指數增長率占教育綜合指數增長率的比重為W1=（e*-e1）/e*=（1.05%-0.95%）/1.05%=9.52%，本科教育指數增長率占教育綜合指數增長率的比重為W2=（e*-e2）/e*=（1.05%-0.91%）/1.05%=13.33%。

（五）計算實際經濟年均增長率y

以上一年為基期，根據GDP指數，可以計算得到各年的實際經濟增長率。經算術平均，得到y(tǒng)=12.25%。

（六）分別計算教育、高職教育、本科教育對經濟增長率的貢獻

有了教育綜合指數年均增長率e、實際經濟年均增長率y和β，可以得到教育對經濟增長率的貢獻為Re=β*e/y=0.6*1.05%/12.25%=5.14%。高職教育對經濟增長率的貢獻為R1=W1*Re=9.52%*5.14%=0.49%，本科教育對經濟增長率的貢獻為 R2=W2*Re=13.33% *5.14%=0.69%。

四、結果分析

由上面的分析可知，在廣東經濟12.25%的增長速度中，有0.63是教育所帶來的，所占的份額為5.14%，即教育對廣東省經濟增長率的貢獻為5.14%，其中高職教育的貢獻為0.49%、本科及以上教育的貢獻為0.69%?？梢姡呗毥逃龑V東省經濟增長的貢獻率是非常低的，比本科教育低0.2個百分點。兩者相加得到高等教育對廣東省經濟的貢獻率為1.18%，這個水平大體上只相當于1950年美國的（1.29%）、日本的（1.05%）［1］，可見與發(fā)達國家相比存在著很大的差距。

高職教育貢獻率偏低這種情況在我國具有普遍性。國內學者在研究高職教育對區(qū)域經濟的貢獻率時大都采用的是教育綜合指數法，盡管選擇的勞動產出彈性系數和勞動簡化系數不一，但是國內高職教育的經濟貢獻率大都不超過1%。李中國的研究認為2001-2012年間全國、東部、中部、西部高職對經濟的貢獻率分別為0.64%、0.78%、0.57%、0.55%［6］，張宏霞測算出2003-2011年間大連市高等職業(yè)教育對經濟增長的貢獻率為0.14%［5］，孫麗測算出2001-2010年間高職教育對浙江經濟增長的貢獻率為0.75%［7］。

究其原因，筆者認為有三：第一，現(xiàn)階段高職教育整體規(guī)模偏小。2013年廣東省從業(yè)人員中受高職教育的比例為8.6%，從業(yè)人員人均受高職教育年限僅為0.26年。第二，高職教育經費投入的不足。隨著高校擴招，我國普通高校生均經費面臨持續(xù)下降的趨勢。結果反映在擴招的首年，教育綜合指數開始下降，由10.06降至9.99。第三，高職院校專業(yè)設置結構與區(qū)域經濟產業(yè)結構的不匹配，導致培養(yǎng)出來的人才無法直接轉化為當地的生產力。

五、結論及建議

經測算可以得到各年間各類教育指數的增長率，如圖1所示，進而可以得到2001-2013年間各級教育指數年均增長率分別為0.19%、2.19%、5.85%、8.24%、14.72%。本科教育指數增速最大，高職教育其次。因此可以推斷，教育層次越高，教育指數增速越快，其對經濟增長率的貢獻越大。

圖1　各年間各類教育發(fā)展指數的增長率

當務之急，要提高高職教育對經濟的貢獻率，關鍵在于要提高從業(yè)人員人均受高職教育年限，從而提高高職教育指數增速。首先，要加大經費投入，提高高職生均經費，推進高職院校的課程建設，改善實踐教學條件。這也剛好印證了前文的分析：廣東省的資本和勞動的產出彈性之和大于1，說明經濟規(guī)模處于收益遞增的態(tài)勢。其次，高職院校要明白自己的“地域性、職業(yè)性”的辦學優(yōu)勢，與本科院校在專業(yè)設置上錯位發(fā)展，根據區(qū)域經濟發(fā)展需要開設專業(yè)，創(chuàng)新人才培養(yǎng)模式，明確人才培養(yǎng)目標，才能有效地推動區(qū)域經濟的發(fā)展。

［1］崔玉平.中國高等教育對經濟增長率的貢獻［J］.北京師范大學學報，2000，（1）.

［2］杭永寶.中國教育對經濟增長貢獻率分類測算及其相關分析［J］.教育研究，2007，（2）.

［3］程蘭芳，王園園.北京市高等教育對經濟增長貢獻的計量分析［J］.遼寧教育研究，2008，（9）.

［4］李實，丁賽.對中國城鎮(zhèn)教育收益率的長期變動趨勢［J］.中國社會科學，2003，（6）.

［5］張宏霞.大連市高等職業(yè)教育對經濟增長貢獻率的實證分析［J］.邢臺職業(yè)技術學院學報，2014，（4）.

［6］李中國，郭艷梅，李玲.西部高職教育對經濟增長貢獻率的實證分析與政策建議［J］.國家教育行政學院學報，2015，（5）.

［7］孫麗.高等職業(yè)教育對欠發(fā)達地區(qū)經濟發(fā)展貢獻的實證研究——以衢州地區(qū)為例［J］.北方經濟，2012，（9）.

G459

A

1671-2862（2016）01-0084-04

2015-08-23

本文系廣東開放大學校內科研課題“高職教育與區(qū)域經濟發(fā)展的相關性研究——以廣東省為例”（課題編號：1317）的研究成果。

彭麗花，女，湖南衡陽人，碩士，廣東開放大學講師，研究方向：物業(yè)管理、區(qū)域經濟學。