职业教育与经济增长关系的实证检验——基于中国1998年-2007年数据的验证，本文主要内容关键词为：实证论文,经济增长论文,职业教育论文,中国论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：G719.21 文献标识码：A 文章编号：1001-4519(2011)02-0077-06
随着我国经济的发展，社会劳动力就业需要加强技能培训与产业结构优化升级需要培养更多高级技工之间的矛盾日益突出，而这更凸显出以培养技术性和技能型人才为目的的职业教育在经济发展中的重要性。
亚当·斯密、阿瑟·刘易斯、罗伯特·索罗和舒尔茨等经济学家通过自己的理论与实证分析，论述了教育在经济增长中具有积极的作用。而战后日本、德国经济的快速发展以及东亚国家经济的发展经验同样证明职业教育在经济起飞阶段对劳动力素质的提升、产业结构的调整等发挥着重要的作用。我国自20世纪80年代以来逐步开始提高职业教育在教育体系中的地位，职业教育得到恢复和发展。但从目前的研究成果来看，关于职业教育与经济增长的关系的研究成果相对较少，职业教育在我国经济发展中发挥的具体作用需要我们进行进一步的分析。
一、文献综述
1.理论分析
亚当·斯密①、阿瑟·刘易斯②认为投资教育可以为增加生产作出贡献、增加社会效益。罗伯特·索罗③认为教育是经济增长的内生变量，并间接论述了教育对经济增长的贡献。舒尔茨④在人力资本理论中，系统、深刻地论述了人力资本投资是经济增长的主要源泉，并开创了教育对经济增长贡献的具体计算方法。从20世纪80年代中期以来，以保罗·罗默和罗伯特·卢卡斯为代表的新增长理论认为由知识积累或由人力资本积累引起的内生技术进步是经济增长的源泉。罗默的知识溢出模型、斯托齐的“干中学”模型均认为教育在促进技术进步、技术扩展中发挥着基础作用，从而对经济增长有促进作用。内生经济增长理论的代表人物阿洪和豪伊特⑤认为，教育投资对长期经济增长具有显著作用。
在我国，林勇⑥利用灰色系统的分析方法对中国教育与经济协调发展的关系进行了实证分析，认为教育促进了经济的发展。孙彩虹⑦则应用聚类分析、主成分分析以及灰色系统方法的灰色关联度来对不同教育水平的教育与经济的相互关系进行分析，得到了中国省级区域教育发展水平与经济发展水平的关联度整体水平不高，且呈现逐渐提高的梯度差异的结论。余新⑧的分析认为职业教育对经济增长起拉动效应。张纯记⑨认为高职教育通过促进区域人力资本质量提升、区域技术进步、区域产业升级等，对区域经济发展具有重要的促进作用。
2.定量分析
詹姆斯·道奇⑩按受教育程度分类计算了职业学校毕业生、技术学校毕业生等劳动者的货币价值。舒尔茨(11)对1929年-1957年美国教育投资与经济增长的关系进行了定量研究，得出各级教育投资的平均收益率为17％，教育投资增长的收益占国民收入增长的比重为33％的结论。丹尼森(12)测算出美国1929年-1969年人力资本对经济增长的贡献为23.83％，他也(13)测算了美国教育对经济增长的贡献，认为美国1922年-1957年间的经济增长有1/5应归因于教育。明塞尔(14)使用基于微观基础的人力资本收益方程核算了许多国家教育对经济增长的贡献率，得出“受教育年限每增加1年收益增加5％-15％”的结论。巴罗(15)对98个国家1960年-1985年间入学率与人均GDP增长率之间的关系进行了回归分析，结论是经济增长率与入学率高度正相关，相关系数为0.73。曼奎(16)计算出教育对一些国家经济增长的贡献率为22.3％。Devarajan(17)等基于43个发展中国家的面板数据的研究结论是公共教育支出对经济增长具有显著的抑制作用。巴罗和马丁(18)指出，公共教育支出对经济增长具有显著的促进作用。Blankenau(19)等经研究得出公共教育支出对发达国家的经济增长具有稳健的促进作用。
20世纪80年代初，王显润(20)计算得出吉林省全民所有制工业企业从1952年-1978年的劳动生产率总增长中，有19.2％靠职工教育水平提高实现，工业生产总值年均增速10.1％中，有0.55％的增长靠职工教育水平的提高实现。李建蔚(21)计算出1964年和1982年期间我国教育对国民收入的增长贡献率为24.54％。崔玉平(22)对1982年-1990年间我国教育对经济增长率的贡献进行了计算，得出教育对经济增长的贡献率为8.84％，职业教育的贡献率为0.48％。李玲(23)利用静态指标体系计算出我国教育投资对经济增长的贡献率与贡献度，并通过建立动态回归模型进一步证明了教育投资对经济增长的贡献水平。陆根尧、朱省娥(24)运用教育与非教育两部门模型，对教育部门对中国经济增长的内部与外部作用以及教育部门对非教育部门的外溢作用进行了测定。范柏乃、来雄翔(25)的计量分析表明教育投资与经济增长之间存在着十分明显的双向因果关系。杭永宝(26)的计算结果为1982年-1993年教育对GDP年平均增长速度的贡献率为7.54％。高驰(27)的结论是教育对我国国内产出有显著的正面效应，教育投入的经济增长弹性为0.4251。郭新华、于骁玥(28)的分析结果表明我国教育投资与经济增长之间既存在长期的均衡关系，也存在短期的动态关系，其长期弹性和短期弹性分别为0.766和0.85。
3.国外职业教育发展的经验借鉴
沈超(29)对德国、美国、日本、韩国、新加坡等国家和地区职业教育发展的历史和职业教育模式进行了分析，并认为应借鉴国外先进经验，大力发展职业教育。匡瑛(30)对美国、澳大利亚、德国、英国、日本等国高等职业教育的发展和变革进行了研究，并对我国高等职业教育的目标、体系和投入等问题进行了研究。刘文君(31)对日本中等职业教育与经济发展的关系进行了探讨，认为职业教育对日本经济的发展具有重要作用。马斌(32)对新加坡高职教育的发展进行了研究，并认为高职教育在新加坡经济建设和社会发展中作出了巨大贡献。
4.简要评述
18世纪以来，国外经济学家对教育与经济增长的关系进行了大量的研究，绝大多数经济学家认为教育可以促进经济增长，并通过内生经济增长理论和人力资本理论等理论模型系统的阐释了教育对经济增长的促进作用。随着计量技术水平的发展，部分经济学家基于时间序列数据和面板数据等，计量了不同国家教育对经济增长的贡献度。国内经济学家从20世纪80年代开始，从教育经济学的角度开始研究教育对经济增长的促进作用，之后借用内生经济增长理论、人力资本理论等从理论上说明了教育对经济增长的促进作用，并通过对我国经济数据的分析，计算了教育对我国教育增长的贡献度。但是，无论是国内还是国外，关于职业教育与经济增长关系的分析较少，大多通过教育与经济增长的关系理论来解释职业教育对经济增长的促进作用，或对部分国家的职业教育发展历史进行分析，力图通过经验分析说明国外职业教育对经济增长的影响，尚少对职业教育与经济增长关系的实证检验。
二、职业教育与经济增长关系的理论模型
本文借用宇泽弘文的经济增长模型(33)将生产部门分为物质生产部门和生产知识的教育部门。假定社会资源分别配置到物质生产部门和教育生产部门，教育部门通过促进生产部门劳动者技术水平的提高来实现对产出的贡献，则技术进步函数为A=G(A·L[，E])，其中A为技术进步的变化率，G为技术进步函数，A表示现有的技术水平，L[，E]为教育部门劳动力。技术进步方程式表明，技术进步的速度取决于现有技术水平和教育部门的资源配置。
将技术进步函数引入生产函数方程式，则有Y=F(K，A&L[，p])其中，K是有形要素投入，L[，P]为生产部门的劳动力配置，这一生产函数表明，产出是有形要素投入和教育部门带来的技术进步的函数。
根据职业教育的定义，职业教育是指在普通教育的基础上，对国民经济各部门和社会发展所需要的广大劳动者所进行的专业知识、专业技能和操作能力的职前教育和职后培训。其目的是培养熟练专业技能的劳动者。因此，职业教育应归于宇泽弘文生产函数所述的教育部门，该生产函数同样可以说明职业教育可以通过提高生产部门劳动力的技术水平，对经济增长产生积极影响。
三、职业教育与经济增长关系的实证检验
1.数据来源与变量说明
本文中用于分析的数据全部根据《中国统计年鉴》计算而来，样本数据为1998年-2007年的年度数据。
用GDP表示国民生产总值，ZY表示职业教育的经费投入(国家财政性经费)。将序列GDP、ZY进行对数化处理，以消除异方差和数据的剧烈波动。其中，LNGDP表示GDP的对数，iLNGDP表示其一阶差分，iiLNGDP表示其二阶差分；LNZY表示ZY的对数，iLNZY表示其一阶差分，iiLNZY表示其二阶差分。
2.数据的单位根检验
按照协整定义，两变量序列均为同阶单整序列，才考虑是否存在协整关系。因此，我们首先对各变量分别进行ADF和PP检验(本文所有的检验都用Eviews3.1软件完成)，检验结果见表1、表2。
由表1、表2可见，LNGDP、LNZY、iLNGDP、iLNZY序列在1％、5％、10％的显著性水平上都是非平稳的，而iiLNGDP、iilnZY序列在1％、5％、10％的显著性水平上都是平稳的。因此，可以认为两变量序列LNGDP、LNZY均为二阶单整。
3.变量的协整检验
协整的意义在于揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。满足协整的经济变量之间不能相互分离太远，一次冲击只能使它们短时内偏离均衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置。Engle Granger两步法通常用于检验两变量之间的协整关系，我们可以对两变量数据进行EG两步法协整检验。由于两变量序列LNGDP、LNZY均为二阶单整，具有相同的整形阶数，故可以考虑两者之间是否存在协整关系。
我们对残差序列E进行PP单位根检验，得检验统计量值-9.929377，小于显著性水平0.1时的临界值-2.9312，因此可认为估计残差序列E为平稳序列，表明序列LNGDP和LNZY具有协整关系。因此，我们可以认为职业教育经费支出和经济增长(GDP)存在有长期的稳定关系，而且它们之间呈现同向的变动关系。
4.变量的因果关系检验
协整检验结果告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证，Granger的因果关系检验可以解决此类问题。对各变量的因果关系检验如表3所示。从中可以看出，职业教育经费支出和经济增长(GDP)存在单向的因果关系，即职业教育经费投入是经济增长的原因，但经济增长不是职业教育经费投入增长的原因。
5.建立误差修正模型(ECM)
利用上述结果，建立误差修正模型：
iiLNGDP=c+dIILNZY+E(-2)
其中E为上述协整分析得到的残差，采用OLS对该模型进行估计得：
模型中被解释变量的波动可分为两部分，一部分是短期波动，一部分是长期均衡，差分反映了变量短期波动的影响。根据模型的参数估计量，短期职业教育经费的变化会引起经济增长水平波动的同方向变化，如果职业教育水平增长变化1％，将引起经济增长1.724715％，E(-2)项系数的大小反映了短期波动对偏离长期均衡的调整力度，其估计值1.030207表明对经济增长变动的调整幅度较大。
四、结论
职业教育的发展可以促进一个国家或地区的经济增长。本文通过对我国1998年-2007年的国家财政对职业教育的经费投入和经济增长的协整分析及实证检验，验证了本文提出的观点。
本文所选取的国家财政对职业教育的经费投入和经济增长都是含有一个单位根非平稳的时间序列，通过协整分析可证明，国家财政对职业教育的经费投入和经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。长期来看，国家财政对职业教育的经费投入和经济增长呈正相关，且国家财政对职业教育的经费投入是经济增长的原因。由误差修正模型可见，国家财政对职业教育的经费投入对经济增长有较大的影响，国家财政对职业教育的经费投入每增长1个百分点，将引起经济增长1.724715个百分点。而由模型误差修正系数具有的反向修正机制可知，经济增长变动受到协整方程的约束，对长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正。
注释：
①亚当·斯密.国民财富性质和原因的研究(上卷)[M].北京：商务印书馆，1972.257-316.
②阿瑟·刘易斯.经济增长理论[M].梁小民译.上海：三联书店上海分店，上海人民出版社，1994.
③罗伯特·M·索罗.增长理论(一种解析)[M].冯健译.北京：中国财政经济出版社，2004.
④舒尔茨.人力资本投资——教育和研究的作用[M].蒋斌，张蘅译.北京：商务印书馆，1990.22-40.
⑤菲利普·阿吉翁，彼得·霍依特.内生增长理论[M].北京：北京大学出版社，2005.293-316.
⑥林勇.我国教育与经济增长协调发展关系及实证分析[J].教育发展研究，2003，(6)：15-18.
⑦孙彩虹.区域教育与经济协调发展的实证分析[J].重庆工商大学学报(西部经济论坛)，2003，(5)：22-25.
⑧余新.论职业教育拉动经济发展[J].教育与经济，2007，(2)：29-32.
⑨张纯记.论高职教育与区域经济发展[J].经济论坛.2009，(11)：37-39.
⑩杭永宝.职业教育的经济发展贡献和成本收益问题研究[M].南京：东南大学出版社，2005.14.
(11)Schultz,T.W,Education and Economic Growth,in Social Forces Influencing American Education(Chicago:University of Chicago Press,1961).
(12)Dennison Edward F,Sources of Economic Growth in the United States and the Alternatives before Us(New York：Committee for Economic Development,1961).
(13)丹尼森.1929年-1969年美国经济增长核算[M].布鲁金斯研究所.1974.79.
(14)明塞尔.人力资本研究[M].张凤林译.北京：中国经济出版社.2001.
(15)罗伯特·J·巴罗.经济增长的决定因素：跨国经验研究[M].北京：中国人民大学出版社.2004.
(16)杭永宝.职业教育的经济发展贡献和成本收益问题研究[M].南京：东南大学出版社.2005.25.
(17)Devarajan,Shantayanan,Vinaya Swaroop and Heng-fu Zou,"The Composition of Public Expenditure and Economic Growth," Journal of Monetary Economics 37(1996):313-344.
(18)Barro,R.J,X.Sala-i-Martin,Economic Growth(New York:McGraw-Hill,1995).
(19)郭庆旺，贾俊雪.公共教育政策、经济增长与人力资本溢价[J]，经济研究，2009，(10)：22-35.
(20)王显润.教育经济效益分析方法论的几个问题[J].黑龙江高教研究，1983，(4).
(21)李建蔚.教育经济学[M].北京：对外贸易教育出版社.1988.
(22)崔玉平.中国高等教育对经济增长率的贡献[J].北京师范大学学报(社会科学版)，2000，(1)：31-37.
(23)李玲.中国教育投资对经济增长低贡献水平的成因分析[J].财经研究，2004，(8)：25-29.
(24)陆根尧，朱省娥.中国教育投资对经济增长影响的研究[J].数量经济技术经济研究，2004，(1)：18-21.
(25)范柏乃，来雄翔.中国教育投资对经济增长影响的贡献率研究[J].浙江大学学报(人文社会科学版)，2005，(4)：9-15.
(26)杭永宝.职业教育的经济发展贡献和成本收益问题研究[M].南京：东南大学出版社，2005.85-96.
(27)高驰.教育对我国经济增长的影响[J].统计与决策，2006，(22)：23-26.
(28)郭新华，于骁玥.我国教育投资与经济增长的关系研究[J].统计与决策，2010，(2)：114-116.
(29)沈超.就业、收入、和谐-职业教育与经济社会协调发展[M]，北京：中国经济出版社，2006.52-85.
(30)匡瑛.二战后世界高等职业教育本位观的嬗变及发展趋势[J].中国职业技术教育，2006，(31)：33-35.
(31)刘文君.职业教育与经济发展——日本的经验教训及对我国的启示[J].教育经济，2007，(2)：64-68.
(32)马斌.新加坡高职教育服务经济社会发展的实现方式及其启示[J].职业技术教育，2009，(22)：88-93.
(33)Hirofumi Uzawa,"Optimum Technical Change in an Aggregative Model of Economic Growth," International Economic Review 6(1965):18-31.