我國經濟增長對小學教育財政支出的影響研究

文/簡曉彤

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我國經濟增長對小學教育財政支出的影響研究

文/簡曉彤

摘要：義務教育是提升人才素質的重要方法，為提升民族軟實力，國家越來越重視義務教育。作為財政支出的重要組成部分，小學教育財政支出也成為經濟學家廣為關注的問題。本文在前人研究基礎上運用協整理論對經濟增長對小學教育財政支出進行實證分析。

關鍵詞：小學教育；財政支出；經濟增長；協整理論

本文試圖運用協整理論進行協整分析和Grange因果檢驗，研究小學教育財政支出與GDP的關系，同時，建立誤差修正模型。

一、經濟計量方法及理論模型

（一）變量的選擇

由于小學教育財政支出和GDP之間可能存在非線性關系，故取二者的自然對數，其中，LNGDP為歷年GDP的自然對數，作為被解釋變量；LNZC為小學教育財政支出的自然對數，作為解釋變量。

（二）樣本數據的選擇

本文的樣本選擇和數據的選取：樣本區間為1995-2014年的《中國統計年鑒》和2002-2012年的《中國教育經費統計年鑒》，對兩者的相關性進行實證分析。

（三）經濟計量方法及理論模型

為檢驗各變量時間序列是否非平穩序列，運用的檢驗方法是ADF檢驗，如果是非平穩過程需要進一步檢驗各變量之間是否存在協整關系，之后進行Granger因果關系檢驗和回歸。

1.變量時間序列ADF檢驗

本文采用ADF檢驗時間序列的平穩性：模型（3）

?表示變量的一階差分，原假設為H0：γ=0，即該時間序列為非平穩的前提條件是原序列有一個單位方根。如果ADF臨界值小于給定的顯著性水平，則序列是平穩的，拒絕H0，否則，該時間序列是非平穩的，接受H0，t為時間趨勢。

2.解釋變量與被解釋變量之間的協整關系檢驗

本文采用適用于檢驗兩個非平穩變量之間的協整關系的EG兩步法；

3.變量間的Granger因果關系檢驗

對于變量之間是否存在因果關系，需要進行Granger檢驗進一步驗證驗證。

對于模型（6） （7），作出以下假定： 當前Y與Y自身及X的滯后值有關，對零假設

對于模型（7），也假定當前y與y自身及x的滯后值有關，對零假設

為了驗證此假設，筆者采用F檢驗，即，若選定的顯著水平（α）上計算的F值超過臨界值，拒絕零假設，說明X是Y的原因。反之，互換變量X與變量Y的位置，即可證明y是否是x的原因。

（四）小學教育財政收入和GDP的描述性統計

通過eviews8.0得到小學教育財政支出和GDP的描述性統計結果如下。

改革開放以來，政府對教育的投入越來越多，對教育的次級結構的組成部初級教育的重視程度有提高。上表可以看出，從最大值到最小值GDP和小學教育財政支出的差距逐漸縮小，故預測經濟增長對義務教育投入的影響逐漸加大，國家對小學教育財政支出的重視程度逐年提升。

（五）實證分析（見圖1、圖2、表1）

根據ADF檢驗的結果，lnzc序列和lnGDP序列都是一階單整的，即lny～I（1）且lnzc～I（1）， 滿足協整檢驗的條件， 以lnzc為被解釋變量， lnGDP為解釋變量， 用OLS回歸方法估計回歸模型，用Eviews8.0進行協整回歸，得協整回歸方程如下：

該回歸方程的可決系數較高，回歸系數均顯著。對樣本量為18、一個解釋變量（）的模型、5%的顯著水平下，查DW統計表可知。由于，該模型中有自相關，采用廣義差分法，可得回歸方程：

對原模型進行廣義差分回歸Yt-0.6376Yt-1=β1（1-0.6376）+β2（Xt-0.6376Xt-1）+et

用Eviews8.0得回歸方程為

lnZC=-2.2746+1.0847lnGDPt-0.6916 lnGDPt-1+0.6376lnZCt-1+et

然后對回歸殘差et的平穩性進行檢驗

R2=0.5323 SE=0.2617 DW=1.9125

其中，ADF的值為-4.1376，1%的臨界值為-2.7175，5%的臨界值為-1.9644，10%的臨界值為-1.6056，因為ADF的值小于臨界值，所以et平穩，即et～I（1），即說明小學教育財政支出與GDF之間存在協整關系，其中lnZC和lnGDP的協整方程可以表示為：

lnZC=β1+β2lnGDP

β1=-2.2746/（1-0.6376）=-6.2765

由此，可以得出lnZC和lnGDP的長期均衡方程為：

lnZC=-6.2765+1.0847lnGDP

長期看來，中國小學教育財政支出與GDF呈顯著正相關，且GDF每增長1%，小學教育財政支出增長1.0847%。通過誤差修正模型（ECM）聯系小學教育的短期行為和長期變化。通過Eviews8.0得到修正模型為：

lnzct=0.0699+0.5302lnGDPt-0.5302 lnGDPt-1+lnzct-1-0.5531ut

t = （2.0575） （1.9940） （-2.5091）

圖1

圖2

二、小學教育財政支出與GDP之間的Granger因果關系檢驗（見表2）

R2=0.5633 DW=1.8225

上述模型表明，LNZC和LNGDP之間存在密切關系。在短期內，本年度（對數）的GDP每增加1%，小學教育財政支出增長1.0847%，即小學教育財政支出對GDP的短期彈性為1.0847：

Granger因果關系檢驗結果表明，GDP在滯后階數為1，2，3的情況下均拒絕原假設，GDP增長是小學教育支出增長的原因，即經濟增長對小學教育財政

支出增長有促進作用；反之不成立。根據上述對小學教育財政收入與GDP 的協整檢驗、Granger 因果關系檢驗，得出以下結論：（ 一） 我國小學教育財政支出與GDP 是非平穩的，但二者之間具有長期穩定的協整關系。從長期看來，小學教育財政支出與GDP 呈正相關。從短期看來，對小學教育財政支出與GDP 之間相關性研究可運用誤差修正模型，自動實現小學教育財政支出與GDP之間長期均衡關系。（ 二） 根據Granger因果關系檢驗結果，1996-2013 年，在滯后階數為1-3 的情況下，小學教育財政支出與GDP 存在單向因果關系，即GDP 變化決定小學教育財政支出的變化，反之不成立。可能的原因有：（1）GDP 的變化決定稅收變化，稅收又與財政支出掛鉤，因此GDP 的變化也決定作為教育類財政支出的重要來源的來源小學教育財政支出的變化，故經濟增長對小學教育財政支出有促進作用。（ 三） 從協整方程可以看出，GDP 每增加1％，小學教育財政支出增長1.0847％，短期彈性為1.0847。

表1

表2

上接（第202頁）在開展資產證券化融資方式時具有一定的優勢。

（三）積極開展并購融資

隨著我國社會主義市場經濟建設的不斷發展和完善，尤其是在經濟面臨嚴峻轉型期的當下，傳統行業的上市公司紛紛面臨著產業升級的客觀需要，需要籌集大量資金去發展一系列高科技項目，以此在激烈的市場競爭中占有一席之地。大量的實踐經驗表明，通過對一些優質中小科技型企業的整體并購，能夠以相對較低的投資金額、較短的適應周期來實現在新領域的發展。鑒于此，一些整體條件較為優質中小科技企業，可以借此同自身產業關聯度較高的上市公司進行接觸，磋商并購條件，努力尋找到收購專利、項目、資產、股權等內容的機會。與此同時，中小科技企業不僅能夠為自身尋找到強大的資金來源，同時還能夠實現間接上市的目的。隨著我國資本市場近年來各類兼并、重組浪潮的興起，利用收購來籌集資金已經逐步普及。對于廣大上市公司來說，并購是一種較為科學、先進的融資渠道，其資金籌集效率更高，并且比自身籌建一家新公司來得更加迅速。

三、結語

綜上所述，資金是企業經營發展的命脈，上市公司管理層一定要高度重視自身的融資渠道選擇問題。在實際融資過程中，需要綜合考慮融資規模、成本、風險等客觀情況，并且同企業當下的實際情況和未來的發展戰略相聯系，確定出最為科學的融資策略，幫助企業實現長期健康發展。

參考文獻：

［1］沙振波，謝振蓮，姜貝璇.我國房地產上市公司融資渠道研究［J］. 經濟研究參考，2015，51：28-30.

［2］鄭健壯，黃祥正，徐建偉，黃俊哲.科技型中小企業融資渠道體系的評價：以43家擬上市公司為例［J］.浙江金融，2014，9：57-62.

［3］張開遠.對我國上市公司的融資渠道分析［J］.金融經濟（下），2013，3：125-126.

作者單位：（四川農業大學） （東方集團糧油食品有限公司）