教育發(fā)展水平對地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的影響分析

張家琛

（天津財經(jīng)大學 商學院，天津300222）

1 問題的提出

教育對經(jīng)濟增長的貢獻如何？這一命題一直為教育經(jīng)濟學者們所關注的。在傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論中，資本與勞動力并不能完全解釋經(jīng)濟增長的全部，舒爾茨、貝克爾等學者以教育作為主要形成方式的人力資本增加解釋了經(jīng)濟增長的剩余部分。羅默(1986)和盧卡斯(1988)等為代表的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論學者使得作為經(jīng)濟增長的重要因素—教育得到廣泛的認可。教育又如何作用于經(jīng)濟增長？學者們總結(jié)認為這主要得益于教育所具有的內(nèi)部作用和外溢作用。盧卡斯(1988)認為是個人的人力資本增加改善了勞動力的生產(chǎn)力(率)，從而拉動了經(jīng)濟的增長—這被稱之為教育的內(nèi)部作用。Haveman和Wolfe(1984)指出教育能提高子女的品質(zhì)、提升家庭內(nèi)部勞務生產(chǎn)的生產(chǎn)率、改善受教育者的健康狀況、提高消費者選擇效率、增加儲蓄率、推動技術進步與傳播等等，進而推動經(jīng)濟的快速增長—這被稱之為教育的外溢作用。

在國內(nèi)，有關教育與經(jīng)濟增長之間關系的研究已逐步展開，并已取得了大量的研究成果。陸根堯、朱省娥（2004）在教育與非教育的兩部門模型中，估算了教育部門對經(jīng)濟增長的全部作用以及教育部門對其它部門的外溢作用。其結(jié)果顯示，我國教育的經(jīng)濟增長貢獻率較國際平均水平而言處于較低水平，而教育對非教育部門的外溢作用則恰恰相反。盡管當前我國教育部門的生產(chǎn)力相對于非教育部門較低，但教育部門極大的外溢作用足以抵消了其自身生產(chǎn)力較低的狀況，從而達到促進整個經(jīng)濟和社會發(fā)展的作用。鄭鳴、朱懷鎮(zhèn)（2007）側(cè)重于分析高等教育發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響，他的分析指出，自實行高校擴招政策以來，大多數(shù)地區(qū)的高校對當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展不僅沒有起到良好的助推作用，反而在一定程度成為阻礙當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的不利因素。冉光和等（2011）基于勞動分工理論，構建了一個有關教育發(fā)展、專業(yè)化和經(jīng)濟增長關系的新興古典經(jīng)濟模型，并進一步選用區(qū)域面板數(shù)據(jù)對模型有效性展開了實證分析，闡述了教育的勞動分工功能。田慶華、李廷瑞（2012）將教育作為一個產(chǎn)業(yè)，從產(chǎn)業(yè)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)鏈條的角度，研究了教育業(yè)對我國東部地區(qū)經(jīng)濟的影響。

經(jīng)濟增長不僅是規(guī)模的擴張，其更為重要的是結(jié)構的調(diào)整。當前天津市的經(jīng)濟增長速度處于較高水平，在注重經(jīng)濟規(guī)模擴張的同時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整顯得更具有意義，產(chǎn)業(yè)結(jié)構的合理化和高級化是未來經(jīng)濟能夠持續(xù)快速增長的基礎。本文認為教育發(fā)展水平的變化對各個產(chǎn)業(yè)的影響是不同的，不同的產(chǎn)業(yè)所得到的促進效應決定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構的有機構成會發(fā)生變化，從而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整發(fā)揮效力。當前有關教育發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的影響研究目前還很少，實證研究就更少，因此本文的研究將具有一定的理論意義。天津市的教育發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構都在進行著劇烈的變化，以它作為研究樣本，使得本文更具有現(xiàn)實意義。

2 計量模型與實證結(jié)果分析

本研究所使用的全部數(shù)據(jù)均為統(tǒng)計年鑒中公開發(fā)表的數(shù)據(jù)。教育發(fā)展水平（HED）以歷年各級在校學生總數(shù)和當年地方常駐人口之比來代表，數(shù)據(jù)取自《天津統(tǒng)計年鑒2011》和《新中國六十年統(tǒng)計匯編》中相關部分。產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整(IRS)以目前國內(nèi)學者慣用的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值結(jié)構即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值來表示，這一指標能有效反應產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的趨勢，即第三產(chǎn)業(yè)超越第二產(chǎn)業(yè)成為主導產(chǎn)業(yè)，數(shù)據(jù)取自《天津統(tǒng)計年鑒2011》。本文的樣本區(qū)間為1981～2010年，樣本長度達30年。本文回歸與檢驗的計算過程均是通過計量經(jīng)濟軟件Eviews6.0完成的，各變量的統(tǒng)計值如表1所示：

2.1 ADF單位根檢驗

在傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟學的建模過程中，需要隨機過程是平穩(wěn)的時間序列，在不滿足平穩(wěn)要求的情況下，就會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，導致按照傳統(tǒng)統(tǒng)計方法推斷得出的結(jié)論存在嚴重的誤差。然而現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境中，大多數(shù)的時間序列數(shù)據(jù)都是不平穩(wěn)的，使得直接建立的回歸模型失去意義，所以對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗—單位根檢驗越來越得到學者們的重視。

表1 天津市歷年教育發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構情況

本文所使用的單位根檢驗方法是ADF檢驗，該檢驗的檢驗模型為：

模型（1）中，α是常數(shù)項，δt是線性趨勢函數(shù)，p是最優(yōu)滯后期，μt是隨機誤差項。該檢驗的原假設為：H0∶γ=0；備選假設為H1∶γ＜0，采用的是單邊檢驗中的左側(cè)檢驗法，即若一定的置信水平下的臨界值小于ADF檢驗值，則接受原假設，即時間序列為非平穩(wěn)的，否則即可拒絕原假設，時間序列是平穩(wěn)的。

我們采用擴展的Dickey-Fuller（即ADF）法來檢測HED和IRS時間序列的平穩(wěn)性，具體的結(jié)果如表2所示。

表2 時間序列HED和RIS的單位根檢驗

由表2知，HED和IRS的原水平序列都不平穩(wěn)。在一階差分的情況下，HED的ADF的絕對值為5.397585，大于置信水平為1%時的臨界值絕對值2.625121，IRS的ADF的絕對值為3.640110，也大于置信水平為5%時的臨界值絕對值。所以可以斷定，兩個時間序列HED和IRS在一階差分情況下，均拒絕存在單位根的的原假設，它們是I(1)的單位根過程。

2.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整概念是上世紀80年代由Engle(恩格爾)和Granger(格蘭杰)兩位學者共同提出的，其基本思想認為，即使多個變量中的一些甚至每個都是非平穩(wěn)的，但是由這些非平穩(wěn)變量所組成的線性組合卻有可能相互抵消趨勢項的影響，使得組合成為一個平穩(wěn)的變量。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，該方程可以被用來解釋為變量之間的長期穩(wěn)定均衡關系。

協(xié)整檢驗的方法通常為Engle-Granger兩步法和Johansen極大似然法。在只有兩個時間序列時，變量之間只可能存在一個線性的協(xié)整關系，所以此時使用Engle-Granger兩步法就顯得非常有效。所以在一般情況下，對于兩變量之間的協(xié)整檢驗使用較多為Engle-Granger兩步法。

該方法的具體檢驗過程為：

第一步，用最小二乘法（OLS）對上述兩個平穩(wěn)序列HED和IRS進行回歸估計，建立二者之間的回歸方程：

調(diào)整后的R2=0.537715，DW=0.270306，F(xiàn)統(tǒng)計量= 34.73191

方程中的變量（含常數(shù)）下方括號中的數(shù)值為t檢驗值。

第二步，對回歸殘差做ADF單位根檢驗，看看殘差是否是平穩(wěn)序列。由表3的檢驗結(jié)果可以看到，殘差序列的ADF統(tǒng)計值的絕對值2.564689大于5%顯著性水平下臨界值的絕對值1.952910，可以認為殘差序列是沒有單位根的平穩(wěn)序列。因此，方程（2）即為HED和IRS的協(xié)整方程，兩變量之間存在長期穩(wěn)定關系。

表3 殘差序列的單位根檢驗

由上述的檢驗結(jié)果可以說明，1981～2010年天津市教育發(fā)展水平與地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整之間存在著協(xié)整關系。方程（2）是對這種長期穩(wěn)定均衡關系的數(shù)學描述，從方程的系數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，教育發(fā)展水平的提升對產(chǎn)業(yè)結(jié)構優(yōu)化升級的推動作用是十分明顯。

2.3 誤差修正模型

Granger定理指出，在一組具有協(xié)整關系的變量之間一定還存在一個誤差修正模型的表達形式。誤差修正模型是把原始變量和差分變量有機地結(jié)合在一起，進一步建立包括誤差修正項在內(nèi)的修正模型，從而能夠用于研究模型的短期動態(tài)和長期調(diào)整特征。

由方程（2）可得到誤差修正項ECMt=IRS-13.07042HED +1.493953，通過最小二乘法（OLS）估計誤差修正模型得到：

調(diào)整后的R2=0.244283，DW=1.165136，F(xiàn)統(tǒng)計量= 5.525461

誤差修正模型的結(jié)果表明了HED和IRS的短期關系，而0.0829代表誤差修正項對IRS年變化的修正速度，同時也反映了誤差修正模型自我修正的動態(tài)機制。通過誤差修正模型可以發(fā)現(xiàn)，教育發(fā)展水平的變動將引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整同方向的變動，教育發(fā)展水平的波動會導致產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的波動，但是由于長期均衡機制的影響以及誤差修正模型的反向調(diào)整使得波動程度不太大，并且最終將回歸到長期均衡路徑。

3 結(jié)論與政策建議

本文基于天津市1981～2020年的時間序列數(shù)據(jù)，以Engle-Granger兩步法和誤差修正模型為主要計量方法，實證分析了教育發(fā)展水平對地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的影響。結(jié)果說明教育發(fā)展水平的提升對地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整有著積極的影響，兩者之間存在長期穩(wěn)定的發(fā)展關系，教育發(fā)展水平導致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整過度具有自我修正的動態(tài)機制。

本文的研究可為通過發(fā)展教育推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構的優(yōu)化升級提供有力的理論支持，為更好的協(xié)調(diào)教育發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的聯(lián)系，發(fā)揮教育的產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整效應，在此本文提出以下兩點政策建議：

（1）改善教育結(jié)構，以與產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整相適應為標準。一國或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構水平是由它的生產(chǎn)力的發(fā)展水平，尤其是它所具有的生產(chǎn)技術水平所決定的，產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整趨勢是最終發(fā)展形成以資本密集型、技術(知識)密集型產(chǎn)業(yè)為國民經(jīng)濟的主導產(chǎn)業(yè)。教育結(jié)構的調(diào)整應當主動承擔起適應產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級要求的重任，從而體現(xiàn)教育應以經(jīng)濟建設和現(xiàn)代化為最終服務對象的宗旨。在具體措施上，應重點發(fā)展職業(yè)教育與高等教育，培養(yǎng)面向產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級尤其是適應高新技術產(chǎn)業(yè)化發(fā)展需要、能適應激烈國際競爭的高層次管理人才、技術人才和復合型人才。

（2）加強教學內(nèi)容的調(diào)整與創(chuàng)新。當前的產(chǎn)業(yè)結(jié)構正經(jīng)歷了快速的調(diào)整，不同產(chǎn)業(yè)在發(fā)展速度和方向差別顯著，尤其是高新技術產(chǎn)業(yè)的變化更快，對人才的知識結(jié)構、知識深度和廣度、能力結(jié)構和素質(zhì)等方面要求日益苛刻和專業(yè)化，這就要求按照社會發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的需求靈活調(diào)整學科專業(yè)方向，不僅要繼續(xù)鞏固和發(fā)揮原有傳統(tǒng)學科的優(yōu)勢，而且要在教學內(nèi)容上進一步創(chuàng)新，根據(jù)地方產(chǎn)業(yè)的發(fā)展現(xiàn)狀和趨勢設置一些應用型學科專業(yè)，為產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整奠定人才基礎。

[1]Romer P M.Increasing Returns and Long-run Growth[J].Journal of Po?litical Economy，1986,(94).

[2]Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics，1988,(22).

[3]Haveman,Robert H.，Barbara L.Wolf e.Schooling and Economic Wellbeing:The Role of Non-market Effects[J].Journal of Human Re?sources,1984,19(3).

[4]劉萍,林鴻.人力資本對四川經(jīng)濟增長貢獻的計量分析[J].四川理工學院學報(社會科學版),2010,(2).

[5]毛盛勇，劉一穎.高等教育勞動力與中國經(jīng)濟增長基于1999～2007年的面板數(shù)據(jù)分析[J].統(tǒng)計研究,2010,(5).

[6]李英,李化樹.推進城鄉(xiāng)義務教育均衡發(fā)展的財政政策分析[J].四川理工學院學報(社會科學版),2010,(8).

[7]李學鋒.中國都市密集區(qū)市際關系中存在的問題及其應對[J].蘭州學刊,2009,(9).

[8]冉光和,徐鯤,李敬.教育促進經(jīng)濟增長的勞動分工機制研究[J].經(jīng)濟問題,2012,(9).

[9]田慶華,李廷瑞.教育發(fā)展對我國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展影響的實證研究[J].統(tǒng)計與決策,2012,(13).