教育、閑暇與經濟增長

摘要：本文通過把消費者時間分為工作時間、教育時間、閑暇時間，重點擴展了閑暇時間對人力資本積累作用和技術進步的外部性，將閑暇時間和教育時間同時引入經濟增長模型中分析了兩種時間對經濟增長的影響和最優平衡增長路徑。隨后進行了實證研究，結果表明：我國教育時間(即人力資本投資)對中國經濟增長有很大的拉動作用，同時，積極健康的閑暇活動能夠促進經濟增長，但是由于我國處于工業化階段，對閑暇的偏好還很低，總體上閑暇時間對我國經濟增長有微弱的抑制作用。因此，合理安排閑暇活動和正規教育活動對我國經濟增長有重要意義。

關鍵詞：正規教育；閑暇；外在性；經濟增長；計量分析

中圖分類號：F061．2

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848(2006)03-0007-08

一、文獻綜述

經濟增長理論研究的主要領域一是長期經濟增長問題，二是短期波動問題。基德蘭德(Kydland)認為現實世界大約只有2／3的產出波動可以由工作時間來解釋，其余的部分由閑暇時間來解釋。如早期的學者Chase、Stafford和Stephan就開始分析閑暇時間中的正規教育時間與經濟增長的關系。他們在人力資本存量不改變閑暇的邊際效用的假設條件下，得出的結論是：投入到正規教育中的時間增加會通過提高人力資本來提高物質產品的生產率，因此人們更傾向于多受教育多工作來提高收入，為此就減少了對其他閑暇時間的花費。

20世紀70－80年代的研究主要是運用總量勞動市場中的代表性行為者模型來分析總閑暇時間和其他類型的閑暇時間對經濟增長的影響，最著名的有盧卡斯和拉平(Lucas和Rapping，1969)、基德蘭德和普瑞斯科特(Kydland和Prescott)、曼昆和羅藤伯格(Mankiw和Rotenberg)等。但這些模型中有些假設存在嚴重缺陷，那就是他們假定消費選擇只有內點解，排除了消費者在不同時間進出勞動力市場的可能性，還假設教育、閑暇的固有價格對所有消費者都是相同的(Rubinstein，1974；Eichenbaum，Hansen和Richard，1985)。針對上述模型的缺陷，一些學者提出了一些新的方法來分析閑暇對經濟增長的影響(如Eichenbaum，Hansent和Single-ton)。這些修改主要有三個：一是分析了消費和偏好不一定是線性關系，實際利率的均衡不一定是連續的；二是提出工資報酬可以用非時變的效率單位來衡量；三是指出消費和閑暇都可以統一用服務來計量。通過上述修正，得出了一些開創性的結論：(1)引入閑暇后，經濟可能存在多種均衡，這與新古典增長理論和新增長理論的唯一均衡點分析結論不同。(2)人力資本對不同活動中的時間效率有著不同的影響，所以最優的穩態增長率和時間分配依賴于初始財富構成。(3)如果不考慮閑暇的外部性，則人力資本在總資本中所占比例越高、個體受教育時間在總閑暇時間中比例越高的經濟體會增長的更快一些。

上述的文獻都是探討教育、閑暇對經濟增長的影響，近年來的文獻則注重于短期波動的研究，主要表現為實際經濟周期(RBC)理論的挑戰。標準的RBC模型認為技術沖擊與閑暇時間存在較高的負相關關系。但從現實來看，很多國家特別是發達國家的技術沖擊與閑暇時間的關系為零或正相關。Shea(1998)從RD的角度出發在考察技術沖擊與生活要素投入之間的關系時證明了上述觀點。Ca-li利用價格粘性模型和西方七大國的實際經濟數據證明，技術進步會導致短期內工作時間的減少和閑暇時間的增加，由需求沖擊引致的總產出和閑暇時間成負相關關系，由此推出經濟周期性波動是由需求沖擊而非技術沖擊所導致的結論。

從新古典增長模型到內生增長模型來看，無論是Solow(1956)外生的技術進步模型，還是Ar-row、Barro、Jones研究對生產技術的改進模型、Romer內生的知識積累模型、Lucas人力資本積累模型，他們不外乎是用工作時間和教育時間來解釋經濟增長，但都沒有考慮閑暇時間對經濟增長的影響。我們知道，任何個人的活動都是在工作時間、教育時間和閑暇時間中完成的，而閑暇時間和工作時間、教育時間一樣都對要素稟賦和要素積累起著非常重要的作用，比如說個人在閑暇時間里接受教育、強健身體、充分休息、旅游休閑等活動必然會帶來要素改進、人力資本積累和外部效應，所以忽視閑暇時間對經濟增長的影響是不全面的。因此，在本文中我們加入閑暇時間、正規教育時間來探討教育、閑暇對經濟增長的影響。

本文與以往研究不同的有以下幾點：一是我們把閑暇引入增長模型中來分析其對長期均衡狀態的增長率的影響。二是人力資本的形成除由經過學習而積累外，閑暇也能夠促進人力資本積累的形成。原因是健康的閑暇活動可以通過增進知識、放松精神、提高行為人的意志和人的心智水平來促進人力資本積累的形成。三是閑暇活動對全社會的技術水平具有外部性。四是我們把每個個體的時間細分為工作時間、教育時間和閑暇時間來探討教育、閑暇對經濟增長的影響。

二、包含教育時間、閑暇時間的經濟增長理論模型

在分析教育、閑暇對經濟增長的作用之前，我們先分析閑暇時間的構成。閑暇時間分為兩個部分：一是必要型閑暇時間T₁。這部分閑暇時間是個體用來進行必要的休息和維持基本生存的家務活動時間，這部分時間不會隨著時間的推移而發生顯著的變化，因此我們假定T₁為常數。二是享受型閑暇時間T₂。這部分閑暇時間主要用來休閑、強身健體、娛樂、旅游等有益的文體活動，這部分時間會隨著時間的推移而發生變化。

我們假定單個廠商的生產函數采取如下的柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)形式：

Y=k^a(AH)^1-a (1)

其中，Y是產出，A是技術水平，K表示物質資本，a和1-a分別表示物質資本和人力資本對產出的彈性，技術進步是哈羅德中性的。

每個個體的時間我們可以按照其從事的活動分為三個部分：一是工作時間，二是教育時間，三是純粹的閑暇時間。下面我們分別分析這三種時間的分配對經濟所產生的影響。

為了考察問題的全面性，我們考慮不完全競爭下的創新引致的知識積累，在這里我們采用了羅默的“內生技術變動”模型。研究和開發活動使用了勞動和現有知識存量，沒有使用物質資本，因此知識積累的生產函數為：

A=B₀LA^θ θ<1 (2)

其中，A為知識的積累，L為勞動的投入量，A^θ表示現有知識對研發成敗的影響，θ<1表示現有知識對知識的積累是規模報酬遞減的。

在工作的這部分時間中，按照阿羅(1962)的“干中學”(Learing by Doing)思想，個人在制造產品時，他無疑會考慮生產過程中的方法。他認為，有的知識積累不是源于刻意的努力，而是傳統經濟活動的副產品。在這里我們假設知識積累是產品生產的一個副產品，因此我們假定如下函數：

A=B₁k^β 0<β<1 (3)

其中，A為知識積累，B₁>0為常數，β是資本存量對技術水平的彈性，我們用0<β<1表示新知識的生產具有邊際遞減的性質。

享受閑暇時間T₂對社會的技術水平具有外部性。Romer(1990)、Jones一致認為，創意能夠改進生產技術，一個好的創意能使給定的一組投人得到更多或更好的產出。創意的內在特征是非競爭性，這種非競爭性意味著模型收益遞增。瓊斯把創意和經濟增長的關系表述為如下形式：創意→壟斷→報酬遞增→不完全競爭。如果享受型閑暇時間內的活動是積極的或健康的，那么它必有利于個體的思想意志和心智水平的提高，有利于提高個體的意志力和創新力(如健身、探險、極限運動等，促進了參與人的意志和創新精神，刺激其產生創意)，如果所有的個體都這樣做的話，則會提高全民族素質，提高整個社會的創新能力，有利于創意的產生，進而改進了全社會的技術水平。不過，需要說明的一點是享受型閑暇時間T₂對技術水平A具有的外部性與上述資本對技術的外部性不同，前者的外部性來自于模型的外部，是外生給定的，而后者是內生的。以上分析可以用如下函數表示

A=B₂T^γ₂ (4)

這里B₂為常數，γ是享受型閑暇時間T₂對技術水平的彈性，由于T₂對技術水平的外部性是遞減的，故γ<1。當然這里γ為正還是為負還需要說明一下，一般來說閑暇時間T₂的增加通常會有利于技術水平的提高，但也有例外。一是個體行為者如果過度沉迷于享受型閑暇活動或者享受型閑暇活動是不健康的或者是有害于身心健康、心智提高、知識水平提高的，就會全民素質的提高起負面影響，也會抑制個體行為者新知識和創意的產生，這時T<0；二是對于國家中低收入階層的勞動者和低收入水平的國家，當收入增加時，對閑暇的偏好通常會小于對工作的偏好，這將會使居民減少閑暇而增加工作，從而總產出上升，這表現為閑暇對總產出的替代效應，如果替代效應超過了閑暇對技術水平的正向效應，也會表現為γ<0。綜上所述，|γ|<1。我們把(2)、(3)、(4)總結在一塊得到如下知識積累函數關系式：

A=BLK^βT^γ₂A^θ (5)

這里我們假定對A的積累是報酬遞減的，所以滿足0<β<1，|γ|<1，θ+β<1。

在教育這部門時間中，可以形成人力資本的積累。因此，我們把教育時間E看作是人力資本形成的因素，因為個體只有不斷的學習才能夠成為勞動力。另外一點我們需要強調的是，享受型閑暇時間也是人力資本形成的投入要素。享受型閑暇時間T₂可以通過增進知識、放松精神、提高行為人的意志和人的心智水平來促進人力資本積累的形成。健康的享受性閑暇活動是形成人力資本中精神、意志方面的稟賦內容，能夠促進人力資本的形成。如果閑暇活動是不健康的，也會降低個體的人力資本，這樣不利于人力資本的促進，進而成為人力資本形成的阻礙因素。我們假定人力資本積累服從不變的增長率。我們假定為：

H=LG(E，T₁) (6)

其中，L是工人數，滿足L=nL。G(E，T₂)表示個體平均人力資本關于教育時間、享受型閑暇時間的函數。同時我們假定G(E，T₂)采取如下的函數形式

由(12)可知g_K。總為正。因此，若g_A+g_H-g_K。為正，則g_K上升；若其為負，則g_k下降。

若其為0，則g_k不變。這些信息可以畫在上面相位圖1中，g_k不變的點軌跡的截距為g_H，斜率為1。在此線的上方，g_k下降；在此線的下方，g_k上升。

由上面(20)式子可以看出，在長期均衡狀態處，每工人平均產出以速度g_A+g_h增長。我們這里的分析和新古典增長模型分析(Solow，1956)的結論是不一致的，原因不僅是我們同時考慮了知識積累和人力資本積累，更重要的是我們擴展了兩者的內涵。但是，在新古典增長分析框架內，技術是外生給定的，它沒有說明技術產生的根源，因此存在一定的缺陷性。與內生增長理論中的知識積累模型的結論不是很一樣的。這是由于我們擴充了知識積累和人力資本積累的內涵，我們同時考慮了產生知識積累的三種形式：一是由研發部門(RD)的創新對知識生產的積累；二是阿羅的“干中學”效應所產生的知識積累；三是由外生的享受型閑暇活動所產生的知識積累(我們稱其是“閑而優”效應)。除考慮正規教育對人力資本的積累外，還考慮了閑暇活動對人力資本的積累作用。我們這里得出的經濟的長期增長率是內生的。進而我們從(20)式子可以得到如下命題。

命題1．在擴展知識積累模型的情況下，長期穩定均衡是存在的。并且長期增長率是人口增長率的遞增函數；長期經濟增長率與人均人力資本的增長率有關，兩者成正向變動關系。

這說明人口的正增長對于每個工人平均產出的持續增長是必要的。這看似和實際情況不符合，例如，人口增長較快的國家，其每工人平均產出的增長率并不是很高。但是如果將模型視為一個世界范圍內的增長模型來說，那么這一結論是合理的。簡單的解釋就是：人口越多，作出新發現的人就越多，從而有利于世界知識的增長。對于人力資本與經濟增長的關系，充分說明加大個體投入到學習中的時間的重要性，不斷提高人力資本的質量，重視教育在經濟增長中的作用。要保證經濟持續增長，應不斷地加大教育投資。由于人均人力資本的增長率與教育時間和閑暇時間有正向變動關系，二者的增加能促進入力資本的增長，這充分反映了盧卡斯人力資本外部性的核心觀點。

命題2．沿平衡增長路徑增長的經濟，積極健康的享受型閑暇時間對經濟增長率有促進作用；不積極的、非健康的閑暇時間對經濟增長率有抑制作用。

由(20)我們可以看出，享受型閑暇活動對經濟增長有直接作用，當享受型閑暇活動是積極的、健康的時候，以γ／1-θ-β的速度促進經濟增長，反之，將會抑制經濟的持續增長。這里也充分說明了精神文明和物質文明的促進作用。而且，由于人力資本的積累可以同時由受教育時間和享受型閑暇時間形成，所以，除了重視正規的教育外，鼓勵個體多參加學習性的閑暇活動將會促進入力資本的積累和經濟的持續增長。而且，相對于正規教育的巨大成本，鼓勵個體進行業余時間的終身學習是增進人力資本的更有效的途徑。在中國這樣一個大國里，教育經費極其緊張，而且大部分都投入到高等教育中。從我們上述的分析結果可以知道，政府加大對職業教育的投入，提高業余閑暇性活動并保障對業余學習與培訓的配套設施投入，將會更經濟、更有效地促進經濟持續穩定增長。

接下來，我們將通過數據對教育與閑暇對我國經濟增長的關系進行實證檢驗。

三、樣本數據說明與計量分析

(一)樣本數據來源與處理

我們采取的樣本空間為1983-2003年的統計數據，各個變量的數據來源于《中國統計年鑒》和《中國旅游業統計公報》。

1．經濟增長率、人口增長率的計算。總產出Y采用各年的實際GDP數值，并以此為基礎計算出歷年的產出增長率。我們這里勞動力L是指所有未經過訓練的“原始”勞動力，它表示在不考慮勞動者受教育、學習和獲取特別技能情況下的數量，因此我們這里用全社會的總人口來表示勞動力。并進而計算各年的人口增長率。由人口增長率和總產出增長率我們就可以計算出人均產出增長率。

2．人力資本增長率和人均人力資本增長率的估計。要想估計這兩個變量，我們必須首先估計各年的人力資本存量。本文是參照宋光輝、的處理方法，用每年新增勞動力的人力資本數量作為一個社會的新增人力資本。每年新增的人力資本h_t等于各個教育年段畢業的學生中沒有繼續接受教育的人數乘以他們完成的教育年數，用公式表示為：h_t=∑(m_i-n_i)r_i，這里m_i表示某教育階段的畢業人數，n_i表示下一個教育階段的招生人數，r_i表示完成的受教育年限，我們分別用6、9、12、16分別表示小學、初中、高中、大學的教育年限。基年的數據用1983年我國15歲以上人口的人均受教育年限，1983-2003年人力資本存量我們用公式：H_t+1=(H_t+h_t+1)/P_t+1為了研究問題的方便。而且15-64歲的人口自然死亡率不好估計，所以我們不考慮到死亡因素對人力資本存量的影響。我們由上述原理計算出1983-2003年的人力資本存量，并進而計算出人均人力資本增長率。

3．享受型閑暇時間的計算。對享受型閑暇時間的統計由于沒有精確的統計資料而導致在實踐中存在很大的困難。由于城鎮居民對閑暇的消費與閑暇時間是正向的，所以我們這里用每年的閑暇消費額對享受型閑暇時間(公共假期)進行加權調整，以此來計算不同年份間真實閑暇時間的數量與分布。這里閑暇消費包括了城鎮居民國內旅游、文化、娛樂和體育花費。國內旅游總花費從《中國旅游業統計公報》中“國內旅游業績”得到。國內旅游、文化、娛樂和體育花費從《中國統計年鑒》中“城鎮居民平均每人整年消費性支出”中的“娛樂教育文化服務”一項中獲得，并由此我們可以得出享受型閑暇時間的增長率。

(二)估計與檢驗

本文是在把總時間分為工作時間、正規教育時間、閑暇時間的情形下來研究各個核心變量與經濟增長之間的關系，我們可以根據本文第二部分的理論模型分析對(20)式子進行計量分析，主要變量有g_y、g_h、n、g_T2。其中g_h、n、g_T2為解釋變量，g_y為被解釋變量。

由于大多數時間序列數據都是不平衡的，使得傳統的OLS估計方法可能出現偽回歸現象。為此由Engle和Granger提出的協整技術經常被用來檢驗時間序列變量間的長期關系是否存在。該協整理論認為若變量x和y是不平穩的，但他們的一階差分是平穩的，則x和y的某種線性組合可能是平穩的，如果這種線性組合的關系存在，那么x和y之間存在協整關系。Engle和Grange(1987)提出的EG兩步法得到的協整參數估計量具有超一致性和強有效性，但在有效樣本的條件下，這種估計量是有偏差的，而且樣本容量越小，偏差越大。為了克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足，一種更有效的檢驗多變量之間協整關系的是由Johansen和Juselius提出，被稱為Johansen協整檢驗。本部分采用Johansen協整技術檢驗多個變量之間的協整關系。Johansen協整檢驗由以下表達式給出：

其中y_t為所有內生變量構成的向量；Ⅰ和∏為n×n系數矩陣；χ_t為確定性變量；ε_t為信息向量。

在進行協整檢驗之前，應首先對變量的平穩性進行單位根檢驗。本文采用ADF方法檢驗變量的平穩性。

ADF方法檢驗方程如下：

檢驗零假設為“γ=0”，即序列存在單位根，是非平穩序列；備擇假設為“γ<0”，即序列不存在單位根，是平穩序列。

我們采用Eviews4．0軟件，對上述變量的單位根進行ADF檢驗，檢驗結果如上表1所示。我們檢驗結果發現，上述各個變量的原序列是非平穩序列，進而對原序列的一階差分進行單位根檢驗結果如下：(限于篇幅，我們省去原序列的檢驗結果)。由上表1檢驗結果可以知道，平穩性檢驗的結果顯示，變量的原序列都是不平穩的，各變量序列均為I(1)序列，但他們的一階差分序列在10％的顯著性水平下都是平穩的。因此，我們可以利用Johansen協整檢驗來考察這些變量之間的協整關系，協整檢驗結果如下表2所示。

由上面協整檢驗結果我們可以知道，協整檢驗在1％的顯著性水平下有3個協整向量。

由于工具變量不能完成消除內生性問題，我們將解釋變量和被解釋變量都作為內生變量一起建立VAR模型。VAR模型是用模型中所有當期變量對所有變量的若干滯后變量進行回歸。它用來估計聯合內生變量的動態關系，而不帶有任何先約束條件，能夠較好解決內生性問題，讓“數據為自己說話”(古扎拉蒂，1997)。我們可以先通過VAR模型來求短期的波動方程，在此基礎上我們求長期均衡方程。在求的過程中，我們將VAR方程右邊的變量及其滯后變量中不顯著的變量剔除掉，對其余變量用OLS進行估計，我們不斷的對殘差項進行調整，使得AIC或SC達到最小。最終結果表明二階滯后效果最好。基于VAR模型的短期波動結果如下：

從上面兩個式子結果可以看出，人力資本(教育)和閑暇確實對經濟增長有影響作用。其中閑暇的變動對經濟增長的變動影響較小一些，但二者確實存在顯著的相關關系。

從上述求得長期均衡方程的基礎上，我們可以對教育、閑暇和經濟增長的關系進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如下表4所示。

由表4結果我們可以看出，g_h和g_T2Granger因果原因，而g_y不是g_h、g_T2 Granger因果原因，這確實說明我國人力資本投資(教育)、閑暇對經濟增長的影響作用。

(三)計量結果分析

由上述(23)和(24)我們可以看出，在長期和短期內，人力資本對中國經濟增長的拉動作用都非常明顯，閑暇時間對中國經濟增長的影響作用也是顯著的，消費者真實閑暇時間的變動會引起人均經濟增長率的變動，由Granger因果關系檢驗可以看出這一點。但是，計量分析結果表明，閑暇時間的變化率對中國經濟的影響力度還小，解釋不到1％的經濟增長串的變動。

從VAR模型的短期波動結果我們可以看到，前一期和前兩期的人力資本對經濟增長都有顯著的正的貢獻，這充分說明我國實行正規教育以擴大資本投資的重要性。對閑暇來說，前一期的閑暇對經濟增長率有比較弱的正的貢獻，但是前兩期享受型閑暇時間對經濟增長率的貢獻具有負作用。對此的一個現實的解釋是，我們必須承認，在短期內，我們國家所提倡的“兩個文明建設”和文化建設使消費者的享受性閑暇具有積極、健康的特性，從而使得享受型閑暇通過“閑中學”效應對經濟增長起到一種推動作用，這也是精神文明能夠推動物質文明的道理。但是，由于我國的總體收入水平還處于低水平階段，居民消費偏好是很低的，因此在收入增長時，閑暇的替代效應大于收入效應，即閑暇時間的增長對經濟增長產生了“擠出效應”。我們從上面(23)式子中g_T2(-2)為負值可以看出這一點。而且在長期中，從(24)式子可以看出，閑暇時間的增長對經濟增長的總體作用表現為很弱的抑制作用。這表明閑暇時間對我國經濟增長的“擠出效應”稍稍大于閑暇對人力資本的“閑中學”效應和對技術的正的外部性。

四、結論與政策涵義

本文分析了閑暇時間對技術進步的“閑中學”效應、物質資本積累對技術進步的“干中學”效應以及研發部門所帶來的知識積累，通過這三種機制，我們將閑暇時間引入生產函數。同時，我們還考慮了正規教育時間、積極健康的享受型閑暇時間閑暇對人力資本的形成作用。通過分析，我們推出了長期均衡狀態時關于人均人力資本增長率和享受型閑暇時間的增長率的人均產量增長率的關系式。結果表明：(1)在擴展知識積累模型的情況下，長期穩定均衡是存在的。并且長期增長率是人口增長率的遞增函數；長期經濟增長率與人均人力資本的增長率有關，兩者成正向變動關系。(2)沿平衡增長路徑增長的經濟，積極健康的享受型閑暇時間對經濟增長率有促進作用；不積極的、非健康的經濟對經濟增長率有抑制作用。并且我們通過數據的分析，得出了我國人均經濟增長率的長期均衡方程，表明我國人力資本投資對中國經濟的推動作用，因此對我國人力資本投資進行補貼是必要的。與此同時表明享受型閑暇時間對我國經濟增長有微弱的負面影響。對此的一個合理的現實解釋是：盡管我國實行五天工作制度和旅游黃金周以及社會主義精神文明建設和文化建設使我國享受型閑暇時間有所增長，對中國經濟增長確實起到了推動作用，但是我們必須看到，我國仍然處在工業化階段，離偏好閑暇的后工業化階段還有一段距離，在這個發展階段，閑暇對經濟增長的積極作用是很小的，因此積極健康的閑暇雖然促進了中國經濟的發展，但由于閑暇對工作的替代效應或“擠出效應”巨大，因此對經濟有微弱的抑制作用。

從上面分析表明，在工業化階段，閑暇的替代作用很大，為了抑制它對經濟的負面影響，應該合理的控制閑暇時間。特別是對我國來說，仍然處在工業化階段，應避免較大程度的延長居民的有效閑暇時間。但是我們也要看到，隨著近幾年和未來服務經濟的高速發展，我國會逐步進入和諧社會以及居民消費多樣化和對閑暇偏好的提升，閑暇的替代效應必定會減少，對經濟一定會有正向拉動作用。因此，從長期來看，閑暇對我國經濟會有正向拉動作用的。

責任編輯、校對：李斌泉