一、引言

教育財政性支出①，是指包括國家財政預算在內的教育支出，各級政府征收用于教育的稅、費，企業辦學教育撥款，校辦產業、勤工儉學和社會服務收入用于教育的支出。百年大計，教育為本。十八大報告中指出，教育是中華民族振興和社會進步的基石。要堅持教育優先發展，全面貫徹黨的教育方針，堅持教育為社會主義現代化服務的根本任務，培養德智體美全面發展的社會主義建設者和接班人?！笆濉币巹澲欣^續提到堅持優先發展教育，穩步提升全民受教育程度。人類社會的進步和經濟發展，關鍵是靠生產力的提高，而勞動力是重要的生產要素。

因而，經濟增長離不開勞動力數量的增加和質量的提高。教育投資為社會培養具有較高科學文化素質和思想道德素質的勞動力，既是人類社會發展追求的重要目標，也有利于促進社會進步和經濟增長。人力投資是經濟增長的源泉所在。改革開放以來，中國的教育事業改革和發展成績顯著，取得了歷史性的突破，教育事業也進入了歷史上最快最好的發展時期。教育發展與經濟增長齊頭并進，遙相呼應，表現出高度的關聯性。

二、文獻綜述

舒爾茨 （ 1962） 提出了人力資本理論，強調了人力資本在經濟增長中的貢獻率。他認為，人力資本以知識、技能、體能等形式存在，通過人力投資形成，包括教育支出、醫療保健支出和勞動力國內流動支出等，其中教育支出是人力投資的主要構成部分。他利用 “余數分析法”

計算出 1929 年至 1957 年平均教育受益率為 17. 3%.蘭格 （ 1994） 在分析教育對勞動生產率的影響時發現，不管是發達國家還是發展中國家教育對勞動生產率的影響都是非常顯著的，尤其是對發展中國家而言尤為重要。巴羅 （ 1998） 發現 1960 年人均受教育年限每增加一年，將導致 1965-1995 年之間的經濟增長率提高 0. 7%,而同期世界的平均經濟增長率僅為 2% ~3%.

教育、公共財政和經濟增長之間的關系，是近年來國內學術界關注的焦點之一，國內也形成了很多學術成果。葉茂林 （ 2003） 則創造性的建立了一個教育生產函數，把勞動力按照受教育程度劃分為初等教育及以下、中等教育、高等教育和研究生教育四個層次。他的分析認為，從1981 年至 2000 年，教育對經濟增長的貢獻率為 31. 17% ,并且不同教育層次的勞動力的產出彈性有較大的差別。黃玖立、冼國明 （ 2009） 基于 1990 -1997 年我國省區工業細分產業數據，考察了省市人力資本水平與產業增長之間是否存在促進作用。他們發現，從全國范圍內看，地區高等和中等職業教育人口比重均顯著地促進了產業增長，高中教育的促進不顯著。張延、許云霄、王志強 （ 2010） 從人力資本角度研究中美兩國的產出差別，人力資本模型實證分析顯示中美兩國人力資本儲蓄率兩倍多的差別可以解釋人均產出近 10 倍的差別，人力資本儲蓄率的增長對人均產出有顯著的促進作用。

在研究過程中，不同的學者由于其研究方法、研究工具、數據整理等因素的差別，得出的結論不可能完全一致，但是教育支出對經濟增長的促進作用卻是毋庸置疑的。教育進步帶來了人力資本的快速積累，推動了國家的繁榮和社會的發展，這已成為 21 世紀國際競爭的核心要素。因而對教育財政支出產生的經濟影響進行實證研究具有現實的意義。

三、實證分析

（ 一） 變量的選取和數據的選擇

本文研究的是教育財政支出對經濟增長的影響，因而要選用指標分別描述教育財政支出和經濟增長。我認為，可以用國家財政性教育經費（ EDU） 來衡量教育財政支出的大小，作為自變量； 用人均國內生產總值 （ GDP） 來表示經濟增長的多少，其作為因變量。在做線性回歸時，由于自變量過少有可能出現殘差自相關的現象，因此結合舒爾茨的人力資本理論，可以加入勞動力指標，在這里用 lab 表示。為了使變量具有較好的計量經濟屬性，同時為了使得出的結果具有較強的經濟學意義，本文對人均 GDP、EDU、lab 分別取對數，即對 lnGDP、lnEDU 和 lnlab進行計量經濟分析。

變量數據選取 1978 -2012 年共 35 年的數據作為分析對象，數據來源于 《2013 年中國統計年鑒》、2013 年 《全國教育經費執行情況統計表》、《新中國 60 年統計資料匯編》。

（ 二） 數據調整

上節提到的 GDP 和財政性教育經費均是名義數據，GDP 的增長不會僅僅由于教育支出的增加，物價的上漲也會帶來經濟總量的增加。曾有學者說，改革開放的 30 年實際上就是一個物價不斷上漲的過程。所以，我們在研究教育財政性支出對經濟增長的影響時，如果不考慮物價因素，那么教育支出對經濟增長的作用將有可能會被夸大。為了避免出現較大誤差，降低物價變動對 GDP 和財政教育支出的影響，有必要對統計年鑒等資料中整理而來的按照當年價格計算的 GDP 和 EDU 用居民消費價格 （ CPI） 指數進行平減，這里 CPI 以 1978 年為基期。

（ 三） 時間序列計量分析

由于 lnGDP、lnEDU 和 lnlab 都是時間序列數據，因此采用計量經濟理論中的時間序列分析方法進行分析。在時間序列中平穩性是很重要的，對非平穩序列進行分析，很可能出現偽回歸的現象。因此先對這兩個變量分別進行平穩性檢驗，當得出兩者具有同階單整性之后，再對這兩者進行協整檢驗，若協整關系成立，則說明這二者之間存在著一個長期穩定的比例關系，那么就可以采用經典的計量經濟學方法，對 lnGD和 lnEDU 做回歸分析。最后，用脈沖響應函數來考察財政教育支出對經濟增長的沖擊作用。這里選用的計量經濟學軟件為 STATA 12. 0.

1. 單位根檢驗

為了確保模型的穩定性，利用 Dicker - Fuller 標準的單位根檢驗（ ADF） 對國內生產總值對數序列 （ lnGDP） 、財政教育支出對數序列（ lnEDU） 、從業人口對數序列 （ lnlab） 、lnGDP 的一階差分序列 （ dlnG-DP） 、lnEDU 的一階差分序列 （ dlnEDU） 和 lnlab 的一階差分序列 （ dln-lab） 的穩定性進行檢驗。檢驗結果見表 1.

其中，檢驗形式 （ c,t,p） 中，“c = 1”表示帶常數項， “c = 0”表示不帶常數項； “t =1”表示帶趨勢項， “t = 0”表示沒有趨勢項； p表示滯后階數。從檢驗結看，1978 - 2012 年區間內時間序列 lnGDP 不平穩，但其一階差分在 5%的置信水平下是平穩的，為 1 階單整 I （ 1） ;時間序列 lnEDU 不平穩，其一階差分在 5% 的置信水平下是平穩的，為1 階單整 I （ 1） ; 時間序列 lnlab 不平穩，其一階差分在 5% 的置信水平下是平穩的，為 1 階單整 I （ 1） .滿足協整分析的條件，因此，我們可以進一步利用協整分析方法分析它們之間的動態關系。

2. 協整檢驗

協整理論告訴我，如果自變量和因變量之間存在協整關系，或者說因變量能被自變量的線性組合所解釋，那么可以表明這兩個變量之間存在長期穩定的均衡關系，同時殘差序列項也應該是平穩的，這里的殘差序列是指因變量不能被自變量所解釋的部分②。通常地，可以用上節中的 ADF 檢驗的方法來判斷殘差序列是否具有平穩性，進而判斷因變量和自變量之間是否存在著協整關系。協整檢驗要求所有變量都是同階單整的，上文的單位根檢驗中我們已經知道 dlnGDP、dlnEDU 和 dlnlab 都是一階單整的，因此可以進行協整檢驗。首先，利用最小二乘法建立回歸方程：

R2= 0. 99 說明整個方程的擬合度很高； F 統計量的 p 值為 0.0000,顯示這個方程是高度顯著的。各系數的 p 值顯著為零，解釋能力較強。根據回歸方程，我們對殘差做單位根 （ ADF） 檢驗。

根據表 2 殘差的 ADF 檢驗可知，殘差項拒絕 “存在單位根”的原假設，也就說原假設不成立，殘差序列是平穩的。因而我們可以說 lnG-DP、lnEDU 和 lnlab 存在著長期穩定的協整關系。每增加 1% 的 EDU,我國教育支出就增加0. 756%.這說明我國教育財政支出對經濟增發揮了著正向的促進作用。同時我們也可以發現從業人數對經濟增長的作用大于教育支出對經濟增長的作用。

3. 誤差修正模型 （ VEC） 的建立

協整關系說明了變量之間的一種 “長期穩定”均衡關系的存在，然而在實際生活中經濟數據一開始可能呈現不穩定的態勢，但隨著時間的發展變化逐步從 “非均衡”向 “均衡”發展。從長期均衡觀點看，即使 Y （ 因變量） 與 X （ 自變量） 存在長期均衡關系，也不表明在每一時刻都處于這個 “均衡點”.根據格蘭杰 （ Granger） 定理，如果變量 X與 Y 是協整的，則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。我們得到財政教育支出與經濟增長之間的誤差修正模型：

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。在短期中，教育支出每增加 1%,經濟就增長 0. 460%; 從業人數每增長 1%,經濟增長 0.187% ; 因此，我們可以得出在短期中教育支出對經濟增長的作用大于勞動力對經濟對增長的作用。誤差修正項的系數為負的0. 014,符合反向修正原則，也就是說當 GDP 的短期波動偏離長期均衡時，將以 （ -0. 014） 的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。

4. 脈沖響應函數

脈沖響應函數可以很好識別系統中每個內生變量的擾動對其本身及其他內生變量產生的作用。為了進一步識別變量 LnGDP 和 LnEDU 之間動態關系，本文使用調整自由度 Cho - lesky 方法對 VAR 內生變量的殘差進行正規化。圖中的橫軸表示沖擊作用的滯后年數，縱軸表示 lnGDP對 lnEDU 的響應程度。在模型中將信息沖擊作用的滯后年限設定為8 年。

標準差沖擊后，呈現了一種增長效應。這種正向效應在前兩年一直呈現遞增的趨勢，此后保持平穩態勢。這表明教育投入的增加在理論上可以促進經濟總量的增加。

四、結論

（ 一） 教育支出和經濟增長之間存在長期穩定均衡關系，且教育投入對經濟增長有促進作用，但其相關的顯著性仍有待提高。

（ 二） 根據協整和誤差修正模型可知，中國財政教育支出對經濟增長的長期影響大于短期沖擊。財政教育支出增長所帶來的人力資本需要通過時間的積淀才能有效地發揮作用，形成經濟增長的動力。也就是說教育支出對經濟增長的影響存在一個時滯的問題。而短期效應可通過中國教育消費與中國教育投資來實現快速促進經濟增長。

五、政策建議

（ 一） 繼續增加教育支出總額

通過以上的實證分析可知，教育支出的增加對經濟增長有著明顯的促進作用，因此增加財政教育支出是經濟發展的一個重要動力因素。相比我國龐大的經濟基礎和人口數量，我國對教育投入其實還不夠，為此，各級政府應持續不斷地增加教育投入。只有教育發展了，才能培育適應于社會發展的優秀人才，才能有更多的人投身到社會的建設中去，從而更好的促進中國經濟的發展。

（ 二） 協調好教育投資與其它投資之間的關系

盡管通過增加教育投資從而實現經濟總量的快速增長有其理論可行性，毋庸置疑，人才是經濟發展的核心，但我們也應該強調，在我國經濟總量一定的情況下，應該合理地協調好教育投資與其它投資之間的關系。經濟增長源自各種因素的交錯作用，我們不能只看到教育的基礎作用，從而夸大教育對經濟的推動； 在著眼于增加人力資本投資的同時，要兼顧其它投資支出。只有各種投資關系理順了，才能更好地發揮教育投資對我國經濟增長的推動作用。

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