我國政府教育支出與經濟增長的理論與實證分析

王春元

(浙江外國語學院 國際工商管理學院，浙江 杭州 310012)

一、文獻回顧以及問題的提出

Becker和Ben-Porath對教育支出的研究具有開創性的貢獻。Becker(1964)和Ben-Porath(1967)將各類學校模型化為生產人力資本的工具。[1][2]這種有關教育的經濟作用的看法被廣泛應用于政府教育支出的一般均衡分析。對于教育支出與經濟增長關系的問題，研究者的發現以及結論也存在著差異。Romer(1986)和Lucas(1988)尤其強調了知識和人力資本積累的作用。他們這種變革性研究引起了大批學者從規范和實證的角度來認識和理解教育對經濟增長的決定性作用。Barro(1991)發現教育支出與經濟增長存在正相關的關系。Gimmell(1996)發現，人力資本及其增長率的水平對經濟增長有著決定性作用。[2]Benhabib & Speigel(1994)找到了教育影響技術進步的證據。[3]

另外一些研究者則發現教育以及教育支出有著較弱的相關性，甚至沒有。Devarajan等人(1996)在其研究中發現，政府預算內的教育支出與經濟增長的關系呈負相關。他們認為，造成這種原因的理由是，這些國家的教育支出過量，從而造成其邊際收益遞減，從而成為一種非生產性支出。[4]Benhabib & Speigel(1994)發現，在勞動力上的教育投入與經濟增長存在弱的相關性。他們把這種弱的相關性歸咎于統計上的誤差和樣本國家間的有權勢的局外人。

以上這些研究存在一個共同點，就是所采用的是國家間的截面數據，這對研究教育支出與經濟增長之間的聯系以及因果關系缺乏有效性。Blis & Klenow(2000)發現經濟增長對學校教育有著較強的促進作用，主要是由于預期的經濟增長會降低有效折舊率，進而增加對學校教育的需求。因而他們認為，經濟增長是教育發展的原因。[4]

國內對于教育支出方面的研究成果也頗為豐富。車維平(2004)以國家財政教育經費為主要分析指標，對財政教育支出配置的總規模、二元結構、區域結構配置變化與經濟增長關系進行了定量分析后認為，我國應加大對教育方面的投入，同時教育支出要更多地偏向于農村。[5]廖楚輝(2003，2004)認為，政府應該先行調整經濟發達地區的教育政策，同時，優化教育支出結構，減少高等教育支出比率。提高教育支出的效率，確保將有限的教育資金都能用在教育發展事業上。[6]顧佳峰(2007)使用空間計量經濟學方法，分析2000年中國各縣教育支出情況，發現教育經費支出對GDP、地方財政支出和城鄉居民儲蓄存款余額的彈性較弱，都小于1。因此，他認為當前不僅要關心教育經費的短缺問題，更要關心教育經費使用的低效問題。鄭磊(2008)從財政分權與政府競爭的角度分析了其對教育支出比重的影響，而轉移支付比重過高會對教育支出比重產生顯著的負影響。祝接金、胡永平(2008)認為不同教育層次的人力資本產出效率不同，不同地區教育支出促進經濟增長的機制也不同。因此，地區間教育支出的投入重點和結構也應該有所不同。馬國賢等(2009)認為，我國財政性教育支出占GDP的比重還遠遠沒有達到4%這一比重，其原因也是多方面的。對此他們在教育財政政策范疇內，認為在現階段可以通過明確中央和省兩級政府在農村義務教育上的投入責任，建立對省級政府的財政性教育支出占GDP比重的考核機制等措施來解決這一問題。

本文主要基于1980-2010年的時間序列數據來分析我國的教育支出與經濟增長之間的關系。第二部分建立理論分析框架，從理論上分析教育支出與經濟增長之間的關系。第三部分通過計量模型，應用1982-2006年的時間序列數據來驗證我國的教育支出與經濟增長間所存在的關系。最后一部分是全文的結語。

二、理論模型

本文采用柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產函數，將政府教育支出作為投入要素，來研究我國教育支出與經濟增長之間的關系。

假定生產函數由兩部分組成：私人資本存量k，政府教育支出ed，則產出y和這兩者之間的關系可以表述為[注]這里主要是考慮到分析上的簡便。如果再加入其他的生產要素，對最終的結果也不會產生影響。：

(1)

其中，α>0，β>0,α+β=1,α，β分別為私人資本存量k，政府教育支出ed的產出彈性，表明相應的投入要素增加一單位所帶來的產出改變量，且假定規模報酬不變。

根據Barro(1990)的假定，政府的財政資金全部來源于固定稅率的所得稅(a flat-rate income tax)收入[注]一般來說，政府的財政資金不僅僅來自于稅收，還包括一些收費，以及發行國債。當然，如果考慮到這些問題，模型會發生變化，也會更為復雜。，τ，全部政府支出用于ed的份額為?(0≤?≤1)，則

ed=?τy

(2)

假定τ和?是給定的。

消費者選擇消費c.資本c來最大化其福利水平

(3)

(4)

(5)

把(5)代入(3)中并且在約束條件(1)、(2)和(5)的情況下將其最大化，求出消費增長率

(6)

設消費的穩態增長率為λ，并且假定在穩態增長路徑上，稅率τ(進而g/y)是固定不變的。對(1)和(2)做簡單的變形后，可得出：

ed/k=(τ?)-1/α

(7)

將(7)代入(6)中得到消費的穩態增長率

(8)

從(8)中可以得到穩態增長率λ，和e占政府支出份額?之間的關系：

(9)

等式(9)表明，dλ/d?>0是恒成立的，即教育支出與經濟增長呈正相關的關系。由此可以認為，隨著政府在教育方面支出的增加，必定會極大的促進經濟增長。但是，也不能由此斷定，政府教育支出應該無限的增加。原因在于，教育支出過量，也會造成低效率，從而邊際效應降低，反而不利于經濟增長。

三、計量模型及檢驗

本文的目的在于檢驗我國政府教育支出的變化與經濟增長間所存在的關系。在理論分析的基礎上，通過在模型(1)中加入另一生產要素勞動L，來進一步驗證它們之間所存在的關系。選擇的樣本為1980-2010年間我國的固定資產投資、就業人數以及教育支出和GDP。[注]如果沒有特別說明，本文中所采用的數據均來自歷年《中國統計年鑒》和《中國財政年鑒》，數據樣本取1980-2010年，主要考慮部分數據不全。為了避免變量之間的非線性關系，也為了減少變量的波動，在此通過對加入勞動要素L后的模型(1)進行對數變化，就可以得到有關產出增長與固定資產投資、就業人數以及教育支出增長間的函數關系。為了更好的反映現實，對于規模報酬沒有作另外的假定。因此，得到如下的線性關系式：

LOGRGDPt=c+αLOGKt+βLOGLt+

γLOGEt+εt

(10)

其中：

LOGRGDP是產出的對數，在此用真實GDP來代替產出；

LOGK是固定資產存量的對數，在此用固定資產投資代替；

LOGL是勞動力的對數，在此用就業人數代替；

LOGE是財政性教育支出的對數；

a,α,β,γ分別為待估參數；

ε為誤差項；

t為觀察期。

1.單位根檢驗。由協整的定義知，協整檢驗與單位根檢驗有著密切關系。在此對變量LOGRGDP、LOGK、LOGL和LOGE進行單位根檢驗。檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

注：C表示是否含有常數項，T表示是否含有時間趨勢，K表示滯后階數，滯后階數的選擇是根據AIC和SIC標準自動選擇的。

由表1可見，LOGRGDP、LOGK、LOGL和LOGE均為一階單整，即為I(1)。由此可以判定，變量間存在長期穩定的均衡關系，即協整關系。

2.滯后階數確定、協整模型選擇及協整檢驗。根據無約束VAR模型確定協整模型的滯后階數，協整模型滯后階數等于VAR模型滯后階數減1。根據赤池信息量準則(AIC)、施瓦爾茨信息量準則(SC)和漢南-奎因信息量準則(HQ)確定無約束VAR模型的最優滯后階數為2。所以考察這五個變量之間的協整關系時，滯后階數選擇1；同時，選擇協整項包含截距項、不包含時間趨勢項的協整模型。運用Johansen 協整檢驗法，結果見表2。

表2 Johansen 協整檢驗法

表2的結果表明，在95%的置信水平下，變量LOGRGDP、LOGK、LOGL和LOGE存在長期穩定的均衡關系，且協整關系的個數為2。經標準化后的協整方程為：

LOGRGDPt=6.750+0.025LOGKt+1.083LOGLt+0.789LOGEt

(11)

(1.98593) (10.13683) (12.19663) (6.16554)

式11表明，固定資產投資、就業人數以及財政性教育支出與經濟增長的彈性系數均為正，且固定資產投資的彈性系數最小，為0.025，就業人數的彈性系數最大，為1.083，財政性教育支出的彈性系數居中。這一方面表明我國的經濟增長方式目前還是粗放型增長且勞動力密集產業占較大比重。從財政性教育支出與經濟增長的關系來看，我國財政性教育增長對經濟增長有著較大的促進作用，財政性教育支出每增長1個百分點，經濟增長達79個百分點。因此，提高財政性教育支出絕對值及占GDP的比重，均有利于我國經濟增長的持久性。

另外，根據對序列LOGRGDP、LOGK、LOGL和LOGE作Granger因果關系檢驗結果[注]Granger因果關系檢驗的結果在此就不列舉。可知,LOGK、LOGL都是LOGRGDP的Granger原因，LOGE和LOGRGDP則互為Granger原因。因此，固定資產投資和就業人數的增長能對經濟增長起到促進作用，而經濟增長不僅有助于擴大財政性教育支出的規模，財政性教育支出規模的增長也會對經濟增長起到促進作用，兩者互相促進。

3.誤差修正模型(ECM)。協整關系體現的是變量之間的一種“長期穩定”均衡關系,然而實際經濟數據并非一開始就表現出穩定的均衡關系，而是逐漸由“非均衡過程”生成的。因此，有必要分析和考慮動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程，即在協整方程的基礎上建立誤差修正模型并得到如下結果：

△LOGRGDP=-0.707ecmt-1+0.446△LOGRGDPt-1-0.389△LOGRGDPt-2

+0.23△LOGKt-1+0.267△LOGKt-20.3356△LOGLt-1+0.234△LOGLt-2

-0.312△LOGEt-1+0.241△LOGEt-2+0.049

(12)

在誤差修正模型中，所有作為解釋變量的差分項的系數反映各變量的短期波動對作為被解釋變量短期變化的影響；誤差項的系數(稱為調整系數)表示對上一期偏離均衡的調整速度。從短期各變量的變動來看：滯后1期的LOGK、LOGL和LOGRGDP的波動對當期的LOGRGDP的波動都有正效應；滯后1期的LOGE對當期的LOGRGDP的波動有負效應；滯后2期的LOGK、LOGL和LOGE的波動對當期的LOGRGDP的波動有正效應；滯后2期的LOGRGDP的波動對當期的LOGRGDP的波動有負效應。從偏離長期均衡的影響來看，誤差修正項的系數為-0.707，符合對均衡偏離的反向修正原則，校正上一期非均衡的速度為70.7%。

4.脈沖響應函數分析。脈沖響應函數能表現出一個變量的隨機誤差項的沖擊對每個內生變量當期及以后各期的影響。圖1表明，當期給LOGL(就業人數)和LOGE(財政性教育支出)一個標準差信息的正沖擊，LOGRGDP(經濟增長)會產生持續的正響應，這表明就業人數的增加以及財政性教育支出的提高都有助于經濟增長；當期給LOGK一個標準差信息的正沖擊，對LOGRGDP(經濟增長)先產生小幅的正響應而后則為抑制作用[注]筆者認為，這與我國固定資產投資的方向和與結構有關。。

5.模型檢驗結果分析。由模型的結果可知，我國資本、勞動力以及教育支出對經濟增長都具有較大的促進作用。從長期來看，教育支出每增加1%，就可帶動人均GDP 78.9%的增長，而且在10%的顯著性水平上是顯著的。固定資產投資每增加1%，則會帶動人均GDP 2.5%的增長，并且在5%的顯著性水平上是顯著的。就業人數的產出水平則更高，超過100%，而且在統計上是顯著的。從短期來看，如式(12)所示，財政性教育支出滯后1期對經濟增長有抑制作用，滯后2期則表現出正相關性。由此可以認為，增加教育方面的投入，能夠帶動經濟的增長。盡管如此，模型中檢驗結論也反映出我國財政性教育支出還存在一定的問題，那么該如何解釋呢？

圖1 LOGRGDP對 、LOGK、LOGL、LOGE

(1)長期來看，教育支出對經濟增長有著極大的促進作用。短期內，教育支出對經濟增長的促進作用卻不那么明顯。滯后1期更是表現出負相關性。就前者而言，這主要源于教育本身的作用以及近年來我國加大對各層次教育的投入力度。對于后者，筆者認為，可以從如下幾方面進行思考和判斷：

1)從總量上，政府財政性教育支出占GDP的比重偏低。自1978年以來，我國教育支出在GDP中的比重基本上處在比較穩定的水平上，但相對而言，還是一個比較低的水平。在1978-2010年近30年中一直處在3%以下，有的年份甚至低于2%(1995年為1.97%，1996年為1.99%，1997年為1.96%)，這不僅遠低于世界發達國家平均6%的水平，也低于一般發展中國家平均4%的水平。從回歸分析的結果來看，我國在教育方面的投入對經濟增長有著很大的拉動作用，而且還有很大的潛力，但目前我國在教育方面的投入還不足。長遠來看，有必要增加在教育方面的投入。因為教育投資是人力資本的核心，提高人口質量的關鍵是教育投資，而且教育投資的收益率高于物力投資的收益率。據美國經濟研究局估計，從20世紀70年代起，美國經濟增長率年均3.5%,其中約1.7%得自增加資本和勞動力，1.8%來自技術革命和教育水平的提高，亦即技術和教育對經濟增長的貢獻率超過總增長的一半。[1]日本自上世紀七八十年代開始，把“貿易立國”戰略、“引進吸收型”科技政策更新為“科技立國”戰略，迎接新技術革命挑戰，并在內閣機構中專設“教育改革實施總部”，大力推進教育改革。這些措施進一步鞏固了其作為經濟大國的地位。

2)財政性教育支出的增長率不穩定。從經驗來看，財政性教育支出的增長率應高于GDP增長率，即教育支出超前增長。因為隨著經濟的發展，教育對經濟的促進作用越來越大，而教育投入的回報周期一般又比較長，不超前投入，就不能收到較好的效益。[2]雖然從總體來看，我國目前大致也是這種情形，但是還是有很多年份表現出的是GDP的增長率高于教育支出的增長率，這樣教育經費便無法實現超前增長，而由于其回報周期又比較長，這樣必定會影響到教育事業的發展。見圖2。

圖2 1978-2010年財政性教育支出占比以及增長率變化趨勢

3)財政性教育支出使用的方向和結構還略顯不合理。我國的財政性教育支出主要投向東部地區，中西部地區則顯得相對較少，尤其是西部地區更少；從結構上來看，高等教育經費所占比重較大，而中等職業教育和高等職業教育的經費卻較低，高級中學尤其不足。[3]

綜上，財政性教育支出總量的相對值和絕對值偏低及其增長不穩定等因素決定了短期內，財政性教育支出對經濟增長的促進作用不明顯，甚至出現負相關。

(2)財政性教育支出與經濟增長互為因果關系。一方面，一國的經濟有了較大幅度的增長，從而經濟總量也相應增加，便可以將大量資金投入教育領域，從而財政性教育支出得以增長，教育也能得到較快發展；另一方面，財政性教育支出的增加，無疑有助于教育的發展，而教育的發展能為一國培養和儲備更多的人力資源。按照內生增長理論，人力資本則又是經濟增長的重要源泉，人力資源的增加能有效地促進經濟增長。因此，兩者互為因果關系。

(3)長期來看，勞動力對經濟增長有著極大的促進作用，而短期內勞動力對經濟增長的作用較小，在30%左右。當然，一方面由于勞動力數量在逐年增加，而另一方面與勞動力教育化程度有關。一般而言，接受過不同層次教育的個人，其所擁有的人力資本是不同的，進而對社會的貢獻也是不一樣的。決定經濟增長的因素表現為生產過程中要素的投入數量和使用質量，但是歸根結底是勞動力的投入數量和使用質量。勞動力使用質量即勞動力素質的提高，表現為技術進步、知識和人力資本的積累。就是說經濟增長與其說是勞動力、資本等生產要素的投入函數，不如說是現實勞動力、過去勞動積累(資本和土地)、勞動創新(科技)、勞動技能轉化(教育)的投入函數。[4]從模型中所反映出的長期勞動力高產出彈性，表明我國的勞動力數量和質量存在優勢，且對經濟增長有著較大的潛力，但短期來看，其對經濟增長的彈性卻相對顯得較小，則可能反映出勞動力質量上存在問題，勞動力教育化程度不高，創新能力不足，從而對經濟增長的促進作用較小。這也從另一側面反映出我國在教育上的投入還顯不足。

四、總結以及政策建議

1.教育支出對我國經濟增長的貢獻率還是很高的，而且潛力很大，因此，加大教育支出的投入力度，尤其是加大財政教育支出在教育投入中的比重，是十分必要的。雖然財政性教育支出約占我國教育投入總量的75%左右(比國際上一般水平高),但由于我國當前還不能很好地引導社會資金流向教育領域,增加國家財政性教育支出成為增加教育投入總量和解決社會對教育過度需求的關鍵。因此,在確保預算內教育支出的穩定增長的同時,各級財政部門應加大對教育事業的投入力度，地方財政超收部分也應更多投向教育領域。

2.教育支出作為一種生產性支出[5]，其生產性主要體現在對經濟增長的促進作用上，并且作用非常大。因此，加大對教育支出的投入，必定能帶來經濟的持續增長。這就不僅要求政府在這方面起主導作用，將大量資金投入教育領域，而且政府還要發揮積極的引導作用，使更多的社會資金也投向該領域，同時引入競爭機制，提高資金的使用效率，從而更好地發展教育事業。

3.教育事業作為一項系統工程，其內部各層次也應當均衡、協調發展。針對當前我國的現實，教育經費應該更多的投向基礎教育，尤其是提高九年義務教育經費支出比重，并相對降低財政性教育經費對高等教育的投入比重。同時，應努力改善教育支出地區不平衡的現狀，教育經費投入應重點向中西部地區傾斜，尤其是西部欠發達地區的學校。

[參 考 文 獻]

[1] 顧明遠,薛理銀.比較教育導論——教育與國家發展[M].北京:人民出版社,1992:20.

[2] 叢樹海.財政支出學[M].北京:中國人民大學出版社,2002:147.

[3] 王春元.政府教育支出分配、經濟增長及教育政策取向[J].財經論叢,2010(3):151，31-38.

[4] 崔巍.經濟增長、勞動力就業與人力資本理論的再研究[J].通化師范學院學報,2007(3):27.

[5] 王春元.我國政府財政支出結構與經濟增長實證分析[J].財經研究,2009(6):120-130.