教育結(jié)構(gòu)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的計(jì)量
教育結(jié)構(gòu)與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的計(jì)量
摘 要：該文以各類學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)為解釋變量，對被解釋變量我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值建立多元線性回歸模型，并對這一現(xiàn)象進(jìn)行數(shù)量化分析。
在得到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與各主要因素間的數(shù)量關(guān)系后，通過分析模型方程中的各因素系數(shù)，總結(jié)我國各種不同層次的教育對我國國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)程度，從而找出政府干預(yù)的主要著手點(diǎn)，以便改進(jìn)我國的教育結(jié)構(gòu)，從而更好的促進(jìn)我國國民經(jīng)濟(jì)的增長。
關(guān)鍵詞：教育結(jié)構(gòu);國民經(jīng)濟(jì);線性回歸
一、變量與數(shù)據(jù)的選取
新古典經(jīng)濟(jì)增長理論告訴我們，產(chǎn)出主要取決于資本存量，勞動力和技術(shù)水平。而這三者都與人口及其素質(zhì)有很大關(guān)系。
人均國內(nèi)生產(chǎn)總值綜合代表了一個(gè)國家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展水平,它是衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要指標(biāo)。所以，可以采用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為被解釋變量。教育結(jié)構(gòu)的則可用各層次學(xué)校的的在校生人數(shù)來描述。所以，我選用普通本、專科學(xué)校，中等職業(yè)學(xué)校及普通中學(xué)普通小學(xué)在校學(xué)生數(shù)為解釋變量。
考慮到我國各地區(qū)的學(xué)校尤其是大專院校分布極為不均，東西部生產(chǎn)力差異巨大，而且人口流動相當(dāng)迅速，采用截面數(shù)據(jù)已不能夠說明不同的教育程度即教育結(jié)構(gòu)對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。因此，我選取了從1985年至2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。(85年以前由于改革力度較大，故不宜采用。所用數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫)
二、模型設(shè)定
可把該模型設(shè)定為雙對數(shù)模型，β系數(shù)為受教育程度不同規(guī)模對人均GDP的彈性。經(jīng)濟(jì)意義仍然成立。因此，可設(shè)定模型為：lnY=β0+β1ln X1+β2ln X2 +β3lnX3+μ
其中：
Y：人均國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP
X1：普通本、�？圃谛W(xué)生人數(shù)
X2：中等職業(yè)學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)
X3：普通中學(xué)在校學(xué)生人數(shù)
三、模型檢驗(yàn)與修正
(1)協(xié)整檢驗(yàn)
對lnY，ln X1，ln X2 ，lnX3分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)，它們都是非平穩(wěn)序列。而且，lnY，lnX2是二階單整序列，ln X1，ln X3是一階單整序列。因此，它們之間可能存在協(xié)整。
用OLS方法得到估計(jì)的回歸模型為：
logY=-10.04816+ 0.127732log X1+ 2.302361logX2 +0.431924logX3 +e對殘差項(xiàng)e進(jìn)行ADF檢驗(yàn)
從檢驗(yàn)結(jié)果看，在1%，5%，10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.752946，-2.998064，-2.638752，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-4.079661小于相應(yīng)臨界值，殘差e不存在單位根，從而表明變量之間是協(xié)整的關(guān)系。所以，模型設(shè)定應(yīng)是正確的。
(2)異方差A(yù)RCH檢驗(yàn)
(n-1)R2 = 0.470381，在a=0.05下，查卡方分布表的臨界值χ20.05 (1)=3.8415，
(n -1)R2 <χ20.05 (1) 所以接受原假設(shè)，表明模型中不存在異方差。
(3)自相關(guān)檢驗(yàn)及修正
對樣本為25，三個(gè)解釋變量模型，5%顯著水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dl=1.123，du=1.654，模型DW=1.367896 采用廣義差分法對自相關(guān)進(jìn)行修正。得到回歸結(jié)果為：
經(jīng)過廣義差分法修正后，DW值有所提高，自相關(guān)得到一定消弱
現(xiàn)在樣本為24個(gè)，dl=1.013，du=1.775，DW=1.676698 采用科克倫-奧克特迭代法進(jìn)行修正。
經(jīng)過三次迭代后，得到回歸方程為：
四、模型分析與建議
從模型方程中可看出：
首先，模型的可決系數(shù)，修正可決系數(shù)及F值都很高。這說明該模型的擬合優(yōu)度效果不錯(cuò)，即各層次學(xué)校在校生人數(shù)對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的聯(lián)合影響是顯著的。
其次，X1 X2 X3的系數(shù)均為正，且t值都較為顯著，即各個(gè)不同層次學(xué)校的在校學(xué)生數(shù)對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值都有一定的貢獻(xiàn)。
其中，中等職業(yè)教育的規(guī)模對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化彈性為2.106119，說明中等職業(yè)教育對國民經(jīng)濟(jì)的增長有規(guī)模效應(yīng)。普通本�？平逃囊�(guī)模對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化彈性為0.419733l，說明高等教育對國民經(jīng)濟(jì)的增長并沒有達(dá)到應(yīng)有的效果。普通中學(xué)的教育規(guī)模對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化彈性為0.360592，這與人們的普遍認(rèn)知是一致的。
中等職業(yè)教育的規(guī)模的變化對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化彈性最大，而高等教育和初等教育的規(guī)模的變化對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值規(guī)模的變化彈性均很小，這與西方一些國家如大力發(fā)展職業(yè)教育的德國的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)是一致的。
因此，國家應(yīng)當(dāng)大力加強(qiáng)對中等職業(yè)教育的支持，把普及九年義務(wù)教育提升到普及中等職業(yè)教育，這樣才能更大的促進(jìn)GDP的增長。此外，模型還表明高等教育對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)明顯不足，這說明高等教育的成果并未能有效地轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。
國家應(yīng)當(dāng)加大對高等教育的改革，以期使高等教育發(fā)揮其對國民經(jīng)濟(jì)應(yīng)有的貢獻(xiàn)。
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