財政教育經費投入對經濟增長影響研究

鄧洪敏

(北京工商大學 北京 100048)

一、引言

在2020年全國教育大會上，習近平指出，在黨的堅強領導下，全面貫徹黨的教育方針，加快推進教育現代化、建設教育強國、辦好人民滿意的教育；優先發展教育事業、加快教育現代化、建設教育強國。習近平總書記在教育大會上的發言體現了黨和政府對教育事業的高度重視。科教興國，科技力量的提升就在于教育慢慢孕育的成果，就此而言，教育是科技力量的源泉，可以說教育在經濟社會發展和民族強盛具有決定性地位。已有學者的研究結果表明，教育質量的很大一部分取決于教育資源投入的數量和質量，這是一個國家人才創新水平的重要支柱，能夠決定著一個國家的創新水平。本文將基于1980年- 2017年的數據研究財政教育經費投入對經濟增長影響。

二、文獻綜述

亞當斯密、馬歇爾等經濟學家就財政教育對經濟增長的促進作用進行了多方面的研究論述，著名的索羅模型就說明了教育和經濟增長之間具有強烈的相關關系，國外對教育的研究，理論也相對比較成熟，國內早期并沒有這方面的研究，近年來，許多學者對教育方面的問題進行了諸多研究。

(一)國內文獻綜述

徐俊武(2010)對公共教育支出和其他指標進行回歸分析后比較后發現，公共教育投資的增加，可以增大入學幾率，促進國民教育改進，有助于提升國民國民素質。

王新軍(2010)通過研究改革開放之后政府支出與經濟增長之間關系得出結論，政府教育經費支出的增加，對經濟增長產生積極作用。

袁慶祿(2013)通過構建生產模型研究了財政教育投資與經濟增長的關系，得出二者之間呈現顯著的正相關關系。

李玲(2015)結合現代經濟增長理論和人力資本理論，建立實證分析，得出政府教育經費的投入能提高邊際生產率，提高邊際報酬，對經濟增長產生促進作用。

(二)國外文獻綜述

Helms(1985)對美國1965年至1979年的數據進行分析研究，發現了公共教育的投入與個人收入之間存在著一定的關系，教育經費投入的加大對未來個人收入產生了正面效應，收入消費理論表明，收入增加會促進消費的進一步增長，而消費是拉動經濟增長的重要力量，從而可以得出，教育投入對經濟增長的積極影響。

Barro(1990)在研究政府的教育投入與經濟增長的關系時發現，教育投入并不是越多越好，而是存在一個最佳規模，也就是說，在最佳規模下，增加教育投入會促經濟的增長，一旦超過這個規模，教育投入的增加只會抑制經濟的增長。

Aghion和Howitt(1992)在內生模型基礎上，研究了工人平均產出增長率與知識儲存的關系，工人知識儲備量越高，產出增長率越高，最后通過分析得出，一個國家財政教育經費支出占GDP比重每增加1%，導致產出增長率0.3%，從而得出教育對經濟增長具有促進作用。

Prasenjit Bose(2004)研究指出，印度政府若想加快人才強國的目標的實現，就應該在政府預算中增大教育的支出，在現有的人才結構上加大教育的投入量，可以達到增強人力資本的作用，進而加快實現經濟迅速增長的目標。

三、實證分析

(一)模型和數據來源

1.模型。由于本文研究的問題是教育經費對經濟增長的研究，同時基于現有的研究柯布道格拉斯函數，本文對傳統函數進行轉換從而得到更加符合本文模型的數據。轉換后的模型為：

GDP=A(TZ)α(RK)β(JF)θ

(1)

其中TZ代表固定資產投資，RK代表就業人數，JF代表財政性教育經費，A代表技術進步。對上式進行雙對數模型轉換，得到線性生產函數模型：

lnGDP=lnA+αlnTZ+βlnRK+θlnJF

(2)

上式為本文實證研究的模型，其中lnGDP是國內生產總值的自然對數，lnA是技術變量的自然對數，lnTZ是全社會固定資產投資變量的自然對數，lnRK是就業人員數量的自然對數，lnJF是財政教育經費的自然對數。α、β、θ分別是投資、就業人數、財政教育投入的彈性。

2.數據來源。本文選取1978— 2017年的數據研究財政教育經費對經濟增長的影響，數據指標有實際GDP、實際投資額以及就業人員和實際財教育經費。數據來源為國家統計局。數據均以1978為基期消除通過膨脹，使用實際值。

(二)平穩性檢驗

使用ADF檢驗發現，lnGDP、lnTZ、lnRK、lnJF均不平穩，對變量進行一階差分檢驗，結果如下：

表1 ADF檢驗結果

由表中可以看出，一階差分均通過5%顯著水平檢驗，因此lnGDP、lnTZ、lnRK、lnJF同階單整，即在一階差分條件下，序列平穩。

(三)協整檢驗

1.構建模型。變量服從5%顯著水平下的一階差分單整，但是根據協整理論，還需檢驗 lnGDP、lnTZ、lnRK、lnJF這組平穩序列之間是否存在協整關系，進而判定回歸模型的設定是否合理。本文采用EG兩步法判斷。本文在對基礎模型(式2)進行回歸后的結果如下：

lnGDPt=-0.26411+0.3783lnTZt+0.4170lnRKt+0.3454lnJFt+Ut-1

(3)

t=(-0.32) (5.96) (5.03) (4.71)

由上述結果可以看出，在顯著水平α=0.05水平下，可以認為各個自變量對因變量有顯著影響；回歸結果的R2為0.9979，說明模擬效果很好；F值為5757.46，在5%顯著水平下認為模型整體合理；經過D.W檢驗結果發現，其概率值(p值)很小，僅為0.5254，說明回歸方程存在自相關，經檢驗證實殘差序列存在一階自相關。

2.模型修正。對各變量及殘差一階滯后項進行回歸，得出修正后的回歸結果如下：

lnGDPt=-0.6678+0.4590lnTZt+0.4437lnRKt+0.2487lnJFt+0.7596Ut-1+εt

(4)

t=(-1.24) (10.98) (8.18) (5.16) (6.92)

Ut=-0.0021375+0.6922401Ut-1+vt

(5)

t= (-0.39) (6.41)

表2 OLS回歸結果檢驗

3.修正模型的殘差ADF檢驗。根據修正后的模型，我們對殘差做 ADF 單位根檢驗，即 EG 協整檢驗的第二步，結果如表3所示，說明該序列是平穩的，按照 EG協整檢驗的思想可知變量 lnGDP、lnTZ、lnRK和lnJF之間存在協整關系，即我國經濟增長、固定資本投資、從業人數和財政教育支出之間存在長期穩定的均衡關系。

表3 平穩性檢驗

(4)對殘差序列進行檢驗。檢驗結果下圖所示

圖1 自相關檢驗

顯然，擬合檢驗統計量的P值除一階外均大于顯著水平0.05，可以認為該殘差序列即為白噪聲序列，說明模型建對該序列建模成功。

(四)格蘭杰因果檢驗

表4 格蘭杰檢驗結果

四、結論及建議

(一)結論

第一，從結果可以看出，我國的經濟產出、全社會固定投資額、就業人口數量以及財政性教育經費支出之間是存在長期的穩定關系的。就業人口數量和財政性教育經費對經濟產出有著積極作用。

第二，從回歸模型結論可以得出，財政性教育支出每變動1%，經濟產出將同向變動0.2487%。投資每變動1%，經濟產出將同時變動0.4590%；就業人數每變動1%，經濟產出變動0.4437%。就對經濟增長的貢獻程度而言，我國財政性教育支出的貢獻程度在這三個因素里面最低，說明我國教育產出彈性較低，教育經費的使用效率較差。

第三，雖然教育支出對經濟增長的貢獻程度較小，但是毋庸置疑，從長期來看，教育投入都對經濟增長起著積極作用，教育的發展在長時間內是經濟發展的助推劑。

(二)建議

根據本文實證研究的結果，為了更好地體現教育對經濟的促進作用，本文提出以下幾點建議：

第一，分區域分層次出政策。義務教育和高等教育對人力資本的形成起著不同的作用，同時不停區域的教育資源不均衡問題。應該按照問題出相應的政策，提高經費利用率。

第二，優化教育環境設施。先進的設備對教育的質量有一定的正面效應，因此，增加對學校尤其是高校科研設備的投入在一定程度上有助于提升教育水平。