西部民族地区学前教育与区域经济发展的协整性实证研究

刘奥运

（伊犁师范大学教育科学学院，新疆 伊宁 835000）

学前教育作为教育体系的基础部分，奠定整个教育体系的根基。随着国家对学前教育的高度重视，诸如“入园难、入园贵”等民生共同关注的话题也逐步受到关注。2010年，国务院颁布的《关于当前发展学前教育若干意见》以及《国家中长期教育改革和发展规划刚要（2010—2020）》中就明确提出将学前教育放在优先发展的战略地位。此外，学前教育普及普惠工程，公办幼儿园建设力度加大，普惠性幼儿园占比提升，重点支持民族乡、贫困乡镇新建公办幼儿园等建议的出台，为学前教育的发展提供了强有力的政策支撑。此外，《意见》还提到支持三种地区发展学前教育，其中，少数民族地区学前教育就是其中之一。在十三五发展规划中，也强调并支持民族地区大力发展公办性幼儿园。由此可以看出：民族地区学前教育地位以及政府责任得到了满足。此外，发展民族地区教育对于民族团结、社会稳定，促进民族地区长足稳定发展具有重要的现实意义。

一、相关研究回顾

教育与经济关系的研究中，人力资本理论是最早阐述两者关系的理论，典型的理论还有新经济增长、内生经济增长等理论。基于以上理论为基础的定量研究普遍都认为教育对经济发展有着重要促进作用。教育与经济的研究也越来越成为学界关注的重点，主要研究有：王树乔基于30个省、市、自治区的门槛面板数据，认为研究生教育对经济增长有双重门槛效应；[1]陈霞基于1998-2015年省际的面板数据，运用面板分位模型进行实证分析，结果表明高等教育投入对经济增长的拉动作用较为显著；[2]王邦权基于道格拉斯生产函数模型认为：省际高等教育对经济增长的拉动作用较为显著，但民族地区高等教育对经济增长低于全国平均水平；[3]赵岚采用经向基神经网络模型探讨高等教育与经济发展的关系：本科生招考数量、研究生招考数量、高等教育经费对经济增长的促进作用分别为 0.23、0.45、0.32；[4]吴文辉通过建立联立方程模型，认为湖南省高等教育对推动区域经济增长、产业结构的优化升级具有积极的推动作用；[5]唐文忠基于理论与实证相结合的研究方法，分析高等职业教育对经济发展的影响：高等职业教育通过提供直接、间接等重要生产力方式促进经济的发展。此外，通过实证检验的方法研究表明：高等职业教育对经济发展的推动作用显著，但其边际报酬率偏低；[6]苏荟以区域经济为研究视角，以中等职业教育为研究对象，认为中等职业教育的固定资产投入、财政性投入等对区域经济增长有正向拉动作用；[7]钟无涯基于Uzawa分析框架，运用协整检验方法、格兰杰因果检验等计量经济方法，探究高等职业教育与经济增长的关系：高等职业教育投入、规模扩张对促进工业经济增长作用较为明显；[8]冯为远基于灰色关联法，认为中山市职业教育与区域经济增长中呈中度相关，且与经济发展的关联度逐步增强；[9]陈晋玲通过探讨不同层次教育对经济增长的影响：中等教育对经济增长的作用显著于高等教育，初等教育对经济增长的影响相对最小。[10]王小婷基于两种方法道格拉斯生产函数、超越对数生产函数，估算江苏省教育对经济增长速度的贡献率，研究结论都得出教育对经济的增长有显著作用；[11]王志扬运用卢卡斯模型，基于宏观面板数据，研究结果表明基础教育投入对一国经济的增长且作用显著。[12]王胜青基于陇南市的调查动态面板数据，研究表明学前教育在园人数与专任教师、校舍建筑面积与经济发展存在长期协整关系，并对经济增长起到重要推动作用；[13]宋乃庆通过构建学前教育生产函数模型，得出学前教育投入对区域经济增长的贡献率为33.10%的结论。[14]郑文虎认为加强学前教育的投资，对于儿童、父母和当地经济或更大经济体有着短、中、长期的经济和社会影响；[15]张玉梅基于西部边远农牧区的现状调查研究，认为西部边远农牧区学前教育发展与中心城市学前教育有巨大差异，其中经济与政策上的薄弱是其学前教育发展滞后的根本原因。[16]

对文献进行梳理发现：教育与经济的研究中主要以中、高等教育，职业教育和基础教育为主。学前教育与经济的关系少有研究，基于民族地区的研究几乎没有涉及。本文以民族地区学前教育为研究对象，主要探讨学前教育发展与区域经济的协同关系，以及区域学前教育发展不平衡等一系列问题，并提出可行性的对策与建议。

二、研究方法

（一）研究对象

本研究主要为探讨民族地区学前教育与区域经济发展的适切性，根据我国少数民族分布现状，结合相关文献梳理，民族地区主要包括：五个少数民族自治区（内蒙古、宁夏、新疆、西藏、广西）和贵州、云南以及青海三个省份。

研究变量选取。鉴于数据的可得性、连续性。本研究主要将在园人数（ZYRS）,专任教师（ZRJS）,校舍建筑面积（XSMJ）等作为变量指标。

1.幼儿园在园人数

幼儿园在园人数作为衡量幼儿园发展规模与速度的重要指标，反映一个国家和地区对幼儿教育普及的重视程度。因此，本研究选取各省份幼儿园在园人数指标，本研究用“ZYRS”表示。

2.专任教师数量和校舍建筑面积

幼儿园专任教师数量、校舍建筑面积等指标，能够反映国家和地区的财政投入效果，可作为衡量学前教育质量的重要指标，本研究中用“ZRJS”和“XSMJ”表示。

3.区域经济GDP

GDP可以反映国家和地区经济发展的宏观运行状况，以及人民生活的富裕程度，也可以比较各区域经济发展的差异。

对于一个地区或一所幼儿园，其在园人数，校舍建筑面积，专任教师，GDP水平，应当是一个长期均衡发展的系统，任何一个指标过度增长都会造成资源浪费，所以发展过程要保持系统的稳定性。

图1：民族地区学前教育与区域经济的关系图

由图1可知，2013-2015年，民族地区学前教育在园人数、专任教师数、校舍建筑面积，与经济指标GDP总体增长曲线平稳一致。虽GDP在2016年出现下滑的情况，但2017年GDP又以增长态势发展，尽管出现了经济发展下滑问题，但此阶段，学前教育发展仍平稳有序发展，相关政府部门加大了对学前教育的投入力度；从专业教师与校舍建筑面积增幅来看，国家及地方政府高度重视学前发展质量，而学前教育规模（在园人数）也仍以较为平稳的速度增长。值得注意的是：学前教育虽然在质量及规模上取得一定的成绩，但其发展应以内涵式发展为导向，更应关注与区域经济发展的适切性。

（二）模型选择

本研究中方法选择的是面板数据，主要对数据进行协整检验，利用经济计量预测分析软件Eviwes8.0进行实现，面板数据检验模型定义为[17]：

设有被解释变量Yit与K*1维解释变量向量Xit=(x1,it x2,it,…xk,it)满足多元线性关系。

其中N表示截面成员的个数，T表示每个截面成员观测时期总数，参数α表示常数项，表示对应解释变量向量Xit的K*1维系数向量，K表示解释变量，表示随机误差项。

考虑到数据的异方差等问题，本研究对变量ZYRS、ZRJS、XSMJ、GDP 进行取对数处理，处理后的变量为弹性变量，LNZYRS、LNZRJS、LNXSMJ表示三个解释变量，LNGDP为被解释变量。

三、实证分析

（一）面板数据的单位根检验

面板数据的单位检验（平稳性检验）可避免数据伪回归现象。本研究主要采用ADF-Fisher、PP-Fisher两种组合的P-值检验形式，检验结果见表1。

表1：单位根检验结果

表1中，单位检验结果显示四个变量均存在单位根，需要对变量进行差分处理。其中在园人数（ZYRS）、地区GDP一节差分后的数据仍存在单位根，进而进行二次差分处理，处理后的数据均在0.01的显著性水平通过了单位根检验。对专任教师（ZRJS）、校舍建筑面积（XSMJ）进行一阶差分处理，两变量均满足0.01显著性水平上的一节单整，但为保证面板数据变量间的同节单整要求，仍对这两变量进行二次差分处理，检验结果仍满足0.01显著性水平的需求。因此，四个变量为平稳序列即变量均为二节单整。

（二）面板数据的协整检验

主要运用经典的Pedroni检验和KMO两种检验方法，检验结果见表2。Pedroni两种检验中有Group rho-Statistic和panel rho-Statistic接受了面板数据不存在协整关系的原假设，但其余检验都在0.01的显著性水平上认为变量间存在长期的协整关系，在KMO协整检验中也满足变量间0.01的显著性水平上的协整关系。

表2：检验结果

面板数据的模型选择

面板数据模型主要三种形式：变截距不变系数模型、变系数模型、混合模型，模型选择一般使用F检验。面板数据影响方式的主要有固定效应和随机效应（运用Hausman检验）。其中F检验统计量公式为：[18]

公式中，N表示截面成员的个数、T表示时期数、K表示解释变量的个数。因此，本研究中N=8，T=5，K=3。由 Eviews 计算 S1=0.001817，S2=0.015384，S3=0.456107。

表3：模型检验结果

在F检验中，F2的原假设为采用混合回归模型，F1的原假设采用变截距模型。由F2值大于临界值3.09，所以拒绝原假设为混合模型，由于F1小于临界值3.13，在Hausman检验中，统计检验达到1%的水平上显著，则拒绝采用随机效应模型的原假设，综合以上两种检验结果，本研究面板数据采用变截距不变系数固定效应模型。

（四）模型回归结果

通过对面板数据变量的检验，模型回归结果及显著性检验见表4。

表4：模型回归结果表

由模型回归结果，调整后的R2=0997，解释了自变量在园人数、专任教师数、校舍面积建筑面积与区域经济GDP关系的99.7%，可见模型的拟合度极优，且F统计量为1402.733，P=0.000，各变量的系数均在0.1的显著性水平上解释了学前教育与区域经济发展之间的协整关系，所有模型的回归结果公式可以表达为：

四、分析与讨论

（一）回归结果的截距项分析

由回归结果看，各民族省份学前教育与区域经济的自发水平偏离值分别为：内蒙古0.354590，广西为 0.356893，贵州 0.165873，云南0.273038，西藏为-0.659313，青海-0.320168，宁夏-0.266278，新疆0.095368。从八个省份来看，西南地区及内蒙古等省份的学前教育对区域经济自发贡献率普遍高于西北等民族省份，主要以内蒙古和广西两省份为代表。民族地区学前教育发展中，地区差异仍然存在，西北地区民族省份应成为关注的重点。西北四省份中有三个省份截距项为负数，尤其以西藏为主要代表，西藏地区作为多民族高寒地区受制于地理环境、经济等原因，发展水平显著低于其他省份，新疆学前教育的投入对区域经济的自发贡献率虽为正数，但截距项仅为0.095368。近几年，新疆虽加大对学前教育的投入力度，也开始逐步实施15年义务教育的探索，但仍与其他民族省份发展有一定差距。因此，未来学前教育发展中应以民族地区为重点，以西北地区学前教育为重中之重。

（二）模型回归的系数分析

从弹性系数来看，民族地区学前教育的专任教师数量和校舍建筑面积投入系数为正数，这表明：其他因素相对稳定不变的情况下，人均GDP每增加1%，专任教师平均增加0.093671%，近几年，在学前教育的发展过程中，西部地区尤其以民族地区对学前专任教师招聘力度的加大以及政策上的倾斜，显著提升了学前教育的质量，以新疆南疆为例，某地区秋季教师招聘计划为约11917人。未来各省发展应不断加大以专任教师为主的人力资本投入；作为固定资产投入的校舍建筑面积，人均GDP每增加1%，校舍建设面积平均增加0.439894%，专任教师投入与校舍建筑面积投入作为衡量学前教育质量的投入指标，表明民族地区对发展高质量学前教育的重要价值诉求。其中，在园人数与区域经济的协整关系为负，原因在于：作为欠发达的民族地区，学前教育发展速度及规模相对过快，与此形成超经济发展水平的不适切性发展模式，可能还在于因地方政府对政策解读偏差和受“短、平、快”等发展思想等影响，学前教育发展过程中出现急功近利等问题。因此，民族地区学前教育发展应走以“质量”为方向的内涵式发展模式，学前教育发展更应以当地经济发展水平为主要方向标，不断增强与区域经济发展的适切性。

五、结论与建议

实证研究主要结论：以固定资产投入为代表的校舍建筑面积对区域经济协同作用较为明显，其次是以人力资本为代表的专任教师的投入，以规模扩张为代表的学前教育在园人数对区域经济协整系数为负，学前教育发展速度应以地区经济发展水平为主要信号，不断调整自身发展模式，使得发展速度、发展规模更加合理。对此，本研究提出以下相关政策建议。

一是适当放缓学前教育发展速度，着力增强学前教育发展规模与区域经济发展的适切性。民族地区学前教育应有自己的特色，发展过程中不应“照抄照搬”东中部模式，应走与经济发展的协同模式，依据经济发展状况，适当调整招生规模，发展不是为了单纯的追求数量上的提升，重点应该关注质量的提升。

二是加大以校舍面积为代表的固定资产投入，着实提升民族地区学前教育的质量。欠发达的多民族地区省份，农村基础设施及校舍建筑情况，近几年虽取得较为可观的改善，但仍与其他地区发展存在较大差距，特别是老少边穷地区的学前教育亟待进一步改善。未来地方政府可通过加强一系列“惠民式工程”的学前教育固定投入，还可通过吸纳社会力量，以企事业捐助为代表的诸如希望小学等公益性资助，进而逐步推动和建立以信息化、技术化、现代化等的学前教育发展模式。

三是提升专任教师师资的投入力度，民族地区人力资源极度匮乏，为切实满足学前教育发展对教师这一人才的需求。政府部门应不断加大对民族地区学前教育，尤其是对老少边远地区的财政投入力度，不断优化教师结构队伍建设，不断提升教师师资水平，尤其实施以农村硕士计划以及民族地区定向培养乡村教师的高校招生政策，以中西部重点师范学校为牵手，增加地区高校对西部地区尤其民族地区学前教师定向培养力度，逐步达到数量上的“供应充足”进而在质量上重点下功夫。此外，民族地区学前教师流失现象严重，未来发展中应不断完善人才留住机制，[19]同时不断加强学前教师的在职培训力度，幼儿园之间可通过建立“西部联盟”、“以强带弱”，突出民族地方特色，进而逐步打造地方“品牌”特色。