高等教育投入对经济增长的动态影响实证研究——以湖南为例

经济创新发展依靠的是人，高素质人力资本的形成主要靠高等教育，高等教育投入对教育的发展起着关键作用。湖南作为中部欠发达地区、教育中等发达省份，教育经费不足，属普遍现象，研究湖南高等教育投入与经济发展的关系，对推动湖南经济的快速、持续发展具有重要意义与理论价值。

一、 理论综述

Solow(1957)提出了除传统二类要素外应还存在技术进步因素；Becker建立了以劳动要素分析为中心的人力资本理论；Schultz(1963)通过观察美国1929～1957年时间序列分析得出美国教育投资平均收益率为17.3%，对国民收入增长贡献为3.3；Denison运用因素分析法估算出教育对收入增长的贡献达35%；李博(2012)认为教育经费投入、师资投入、在校生投入均对地区经济发展产生显著积极影响。吴雨桐(2014)分析教育投入与经济发展之间有显性协整关系且互为因果；方宝(2015)发现我国教育经费支出与经济发展水平宏观上基本协调、中观上部分错位。从国内研究看，不同学者选择的时间段大致重合，但结果却差异明显，说明除了测算方法不同外，还受到所选模型设定误差的影响，简单用静态模型模拟一个动态系统，难以描述经济增长与教育投入之间的关系。

二、 湖南高等教育投入与经济发展的现状

1.教育投入随经济发展逐步增加，但相对落后

从表2-1中，湖南省经济发展、高等教育经费投入年均增速分为16%、12%，以2008年为分界点，第一是2008年之前教育投入快速增加阶段，在2005年、2008年有明显下滑；第二是2009年至今的缓步增长。总体上教育投入增速落后于经济增长。

表2-1 2004 —2014 年湖南省教育投入、GDP增长分析

2.教育投入占GDP比重远未达标

1998-2015年湖南省教育经费投入占GDP比重年均2.81%，距中央提出的4%基本目标差距大。

三、模型设计及数据来源

为准确描述二者的相互作用，本文在2014年研究基础上，根据C-D函数，选择资本和劳动力为控制变量，建立以下非线性回归模型为：

(1)

其中，Yt表示经济发展水平GDP以湖南生产总值表示，D为时间虚拟变量，Kt表示资本投入量以湖南固定资本形成总额表示，Lt表示劳动投入量以湖南从业人员数表示，Et表示高等教育经费投入量以湖南地方高等学校教育经费投入衡量，A代表固定变量即科技进步，α、β、γ为分别代表资本、劳动力和高等教育投入的产出弹性系数，λ为时间影响系数，i为虚拟变量个数。我国高等教育投入改革经历了三个阶段，分别是1949-1979年、1980-1998年和1999-至今，由此来设定2个时间虚拟变量如下：

对公式1等式两边取自然对数，可得：

LnYt=LnA(t)+aLnKt+bLnLt+gLnEt+liDit+et

(2)

随着时间的推移，技术越先进，设LnA(t)=A(0)+bt，

为消除技术变量影响，得到一阶差分方程：

DLnY=b+aDLnK+bDLnL+gDLnE+liDi+m

(3)

考虑通货膨胀，GDP、K和E折算为以1978年为基期的不变价格经济指标。

样本期间：1978-2014年，数据处理软件：Eviews 7.2

四、实证分析

(一)相关性分析

湖南省经济发展与高等教育投入、资本和劳动力的相关系数分别为0.9863，0.9534和0.9738，说明四者高度相关。

(二)单位根检验

由表4-1可知，变量LnY的一阶差分在1%显著性水平上的临界值为-3.633，在5%的显著性水平上的临界值为-2.948，均小于ADF-1.833，则不能拒绝原假设，说明序列△LnY是非平稳的。同理，△LnE、△LnK 和△LnL 在1%和5%水平上非平稳。变量二阶差分△2LnY、△2LnE、△2LnK和△2LnL，这4个变量的ADF检验值无论在5%还是1%的显著性水平下均小于临界值，因此△LnY、△LnE、△LnK和△LnL之间的线性组合存在协整关系，可以进行协整检验。

表4-1 变量平稳性检验

(三)建立VAR模型

△LnY、△LnE、△LnK和△LnL为二阶单整序列，满足VAR模型的前提。当湖南高等教育投入与经济增长的最优滞后期为4，同时HQ、LR、AIC、SC及FPE五个准则检验达到最佳数值，故湖南模型各个变量间的最佳滞后期为4。

(四)协整分析

采用最大特征根检验，显示最大特征根均大于显著性水平5%临界值，迹检验结果显示至少有三个协整关系，说明LnY、LnE、LnK和LnL之间具有长期均衡关系。

表4-2 Johansen协整检验结果(最大特征根检验)

五、高等教育投入对湖南经济发展的动态影响分析

(一)长期均衡关系

通过对各数据进行ADF检验，发现四个变量原序列和一阶差分均具有单位根，非平稳的，经过二阶差分后，四个变量平稳通过协整检验发现因变量能被自变量的线性组合解释，两者之间存在长期均衡关系。本研究在长期均衡模型中添加时间虚拟变量，运用Eviews使用普通最小二乘法(OLS)对模型(3)进行回归分析，得到湖南经济发展与投入要素间的动态回归方程为：

DLnGDP=13.725+0.133DLnE+0.271DLnK+0.629DLnL+0.205D1+0.078D2

t (10.267) (2.490) (2.262) (2.430) (2.134)

p值 (0.000) (0.019) (0.040) (0.027) (0.041)

R2=0.987F=431.193 DW=2.302

从结果看到：显著性水平5%情况下，各解释变量t值均大于临界值，且P值均小于5%，各解释变量显著，说明E、K、L和时间虚拟变量对经济发展影响显著。R2为0.987，湖南经济发展变动的98%可用4个影响因素解释。F值431.19大于临界值F0.05(5,30)=2.69，且P值趋于0，通过F检验。DW值2.302表明方程不存在自相关。动态系数均为正数说明解释变量对经济发展有正向拉动作用，高等教育经费投入、资本、劳动力产出弹性系数分别为0.133，0.271和0.629，教育对经济的贡献低于劳动力和资本。

(二)动态影响检验

原假设：时间效应li=0

运用普通最小二乘数对不含时间虚拟变量模型进行回归分析，得到误差平方和为656.507，自由度是N-K-1，即32。而含有时间因素的动态模型的误差平方和为434.653，其自由度为N-K-1-虚拟变量个数，即30，构造F统计量：

在5%水平下，F值为14.47，F0.05(2,30)=3.14，14.47大于3.14，时间影响通过了F检验，说明在分析投入对经济发展的影响中加入时间虚拟变量进行动态分析是必要的。

六、高等教育投入对湖南经济发展的贡献率

根据生产函数模型，高等教育投入的平均贡献率=教育投入的平均增长率*教育投入的产出弹性/GDP的平均增长率*100%。

计算结果如下：

1978-2014年经济发展的平均增长率

高等教育投入年均增长率e=19.14%；

资本年均增长率k=19.14%；

劳动力年均增长率l=1.63%。

根据索络增长速度方程得到教育投入、资本、劳动力和科技进步对湖南经济发展的贡献率分别为：

EE=ge/g=0.133*19.14%/15.59%*100%=16.33%

EK=ak/g=0.271*19.14%/15.59%*100%=33.27%

EL=bl/g=0.629*1.63%/15.59%*100%=6.58%

EA=(g-ge-ak-bl)/g=43.82%

在对湖南经济发展的贡献率上，教育投入仅高于劳动力要素，低于资本投入和技术进步因素。

七、 Granger因果检验分析

见表7-1，5%显著性水平下，滞后1期到3期，二者之间只有单向因果关系，经济发展是高等教育投入增加的原因；滞后4期起，湖南高等教育投入与经济发展之间存在双向的因果关系，二者相互促进、相互制约。

表7-1 因果关系检验

也与前面的确定VRA模型的最佳滞后期为4期相符。

八、结论及政策建议

湖南省高等教育每增长1%将会促进GDP增长0.217%，对湖南经济发展的贡献度16.33%，低于资本和劳动力要素，教育投入对经济增长的贡献率偏低。短期内经济发展的程度决定了教育投入的多少，在滞后4期滞教育对经济增长的影响开始显现。

由于湖南省教育投入长期不足，远未达到4%的要求，同时过度依赖国家财政投入，导致教育作为提高人力资本存量和加速技术进步的主要途径和手段，对经济增长的促进作用在湖南省没有得到充分发挥。因此加大高等教育经费投入，仍是要以经济增长为前提，通过促进本地区产业结构调整及升级，协调好高等教育与经济发展的关系。当然，为了保证教育投入的稳定增加，在财政极为有限的情况下，湖南政府应当调整财政支出结构，统筹各项收入，优先保障教育财政支出重点领域。

(长沙民政职业技术学院，湖南 长沙 414007)