教育对经济增长的影响

教育对经济增长的影响（精选9篇）

篇1：教育对经济增长的影响

外资并购对我国经济增长的影响

解决资金缺口并不是中国引进外资的根本目的,外资对中国经济最大的`贡献也不在于解决了资金的缺口,而在于推动制度变革和体制创新.

作 者：桑百川 作者单位：对外经济贸易大学国际经济贸易学院教授刊 名：经济导刊 PKU CSSCI英文刊名：ECONOMIC HERALD年，卷(期)：“”(11)分类号：关键词：

篇2：教育对经济增长的影响

FDI对我国经济增长的影响

根据经济合作与发展组织(OECD)的定义,“国际直接投资是指一国或地区的居民或实体与在另一国的`企业建立长期关系,具有长期利益,并对之进行控制的投资行为”,国际直接投资对某国而言就是外国直接投资(FDI).

作 者：薛斌锋 寿志敏 作者单位：上海理工大学商学院刊 名：统计与决策 PKU CSSCI英文刊名：STATISTICS AND DECISION年，卷(期)：“”(3)分类号：C8关键词：

篇3：教育对经济增长的影响

内生增长理论认为,资本积累既不能解释长期增长的大部分原因,也不能解释国家间收入差异的大部分原因;除资本积累外,模型中唯一的收入决定因素是“劳动的有效性”。那么,到底什么是“劳动的有效性”呢?不同于新古典增长理论,内生增长理论提出的研发模型、干中学和人力资本等模型通过引入知识、人力资本等要素构成“劳动的有效性”,解释了国家或地区之间经济增长率和人均收入差距的主要因素,并且强调知识和人力资本形成的主要手段便是教育。Mankiw,Romer and Weil(1992)采用扩展的索洛模型对经济增长差异中的教育投入因素进行了考察,研究结果表明人力资本累计增长率对经济增长有显著影响,同时证明这一数据处理方法有利于消除索洛模型中不可解释的残差项的影响[1]。豪尔与琼斯(Hall and Jones,1999)、克莱尔与罗德里格斯—克莱尔(Klennow and Rodriguez-Clare,1997)估计实物资本密度、学校教育年限与残值对各国每工人平均产出的贡献,这些最穷国和最富国之间的差异仅约1/6大致来源于实物资本强度的差异,不足1/4的部分大致来源于接受学校教育的差异。并且实物资本、学校教育年限与残值的贡献并不是独立的[2][3]。亨德里克斯(Hendricks,2002)估计了不同量的教育的报酬,其结论表明,由于各国间某些人力资本的较小差异,所以存在某些较大的残值的差异[4]。Krueger和Kumar(2004)认为,高等教育有利于提高劳动者对新技术的适应和创造能力较强,职业教育发展较快的经济体的经济增长速度要低于优先发展高等教育的经济体[5]。钱晓烨、迟巍、黎波(2010),陈仲常、马红旗(2011),以及刘智勇、胡永远、易先忠(2008)等基于中国的数据也得到了类似的结果,即从业人员的教育水平与省域创新活动是高度相关的,高等教育水平的劳动者对技术创新的贡献显著大于中等或初等教育水平劳动者的贡献[6][7][8]。上述模型基本上将截面划分为东、中、西或选取部分省域数据分析来考虑不同层次教育水平形成的人力资本对经济增长作用的空间异质性或时间上的异质性;或者采用面板协整方法来分析我国不同教育层次形成的人力资本对经济增长的作用。也有部分学者简单地采用时间序列分析构造生产函数或采用美国学者丹尼森指数法计算不同层次教育水平的贡献率来分析某个省份不同层次教育水平对经济增长的作用。刘萍、林鸿(2010)采用卢卡斯扩展模型计量分析了四川省不同学历层次积累的人力资本对经济增长的贡献率,结果表明,劳动力的产出弹性(4.586 2)高于物质资本量的产出弹性(0.063 8),劳动力投入是四川经济增长的关键;人力资本对四川经济增长贡献较小,其中中等教育人力资本对四川经济增长有相对强的解释力[9]。张根文、黄志斌(2010)指出,安徽省2000—2007年GDP年平均增长率为10.77个百分点,由教育带来的增长率所占份额为23.59%,其中高等教育的贡献率为1.6%;全国的平均水平为2.78%[10]。

本文的研究与这些文章有较大的差异。首先,将不同层次教育形成的人力资本视为最终产品生产的直接投入要素,即考察人力资本对卢卡斯式作用机制的检验;同时随着人力资本质量的提高,经济对技术进步的吸收和创新能力不断得到提高,即尼尔森—费尔普斯式作用机制的检验;由于我国发展呈现明显的区域不均衡性,因而为了研究不同层次教育水平形成的人力资本对各省经济增长的空间异质性,本文以省域为单位构造面板数据模型分析卢卡斯作用机制的空间异质性。

二、理论模型设定及变量选取

生产函数表示在一定的技术进步下各生产要素投入量与最大产出量之间的数量关系。通过各级教育形成的人力资本存量,一方面表现为卢卡斯作用机制,即各级教育形成的人力资本作为新的生产要素投入到产品生产过程,由于教育可以提高投入的劳动力素质,从而会极大提高产出效率;另一方面表现为尼尔森—费尔普斯式作用机制,即随着人力资本质量的提高,经济对技术进步的吸收和创新能力不断得到提高,从而对经济发展产生间接作用。因而,本文借鉴内生增长理论人力资本模型基础上,建立如下的生产函数:

其中,Y为产出,K为资本,而A为劳动的有效性,H为工人提供的总的生产性服务,它包括自然劳动(个人天生技能)和人力资本(后天获得的技能)的贡献,即人力资本。本模型假定,每工人的人力资本量仅取决于他所接受的教育年数。同时由于劳动者接受教育水平差异,形成的人力资本存在层次性,造成其技术水平的差异,其产生的外部效应不同[12]。因而,设H(t)的表达式为:

式中P(t)、S(t)、C(t)分别表示初等、中等、高等教育形成的人力资本存量。将人力资本存量计算公式代入生产函数,两边取对数得如下形式:

其中,β2=γμ,β3=γν,β4=γτ。

(二)数据来源与处理

1. 各层次教育形成的人力资本。

采用豪尔与琼斯对人力资本存量的计算,仅考虑接受学校教育的年数。具体地说,假定Hi的形式为:

其中,Ei是i国工人平均接受教育年数;φ(Ei)是增加1年受教育时间而增加的教育回报率。豪尔与琼斯利用相关的微观经济证据表明,增加授受1年的受教育时间而增加的教育回报率随学校教育年数的上升而下降。基于这种证据,因而本文采用分段线性函数表示,利用Psacharopoulos,G.&Patrinos,A.(2004)计算得到的中国教育回报率设定初等教育的斜率系数(教育年限为0-6年)为0.180,中等教育(教育年限在6-12年间)的斜率系数为0.134,高等教育(教育年限在12年以上)的斜率系数为0.151[12]。

2. 劳动力投入。

劳动力投入数据采用各年年均从业人员数量。

3. 物质资本投入。

根据新古典理论,产出在消费与投资之间分配,且投资的份额是外生且不变的,假设现有资本以速率δ折旧,因此有:

其中,K(t)为当年资本存量;K(t-1)为前一年资本存量;I(t)为当年投资;δ为经济折旧率,一般取9.6%[14]。

从上述模型可以看出,计算中涉及的数据包括2000—2009年我国31个省(市、自治区)资本投入量、劳动力投入量以及初等、中等、高等教育形成的人力资本存量的面板数据,有关的基础数据来自于2001—2010年各省统计年鉴、《中国统计年鉴2001—2010》。为了消除价格波动影响,使用2000年为基期商品零售价格指数对资本投入和GDP序列进行调整,同时,为了减少序列波动及消除异方差的影响,再对数据做自然对数变换。

三、实证分析

(一)模型设定

面板数据模型有固定影响模型和随机影响模型,当数据中所包含的截面成员是所研究总体的所有单位时,固定影响模型是一个合理的面板数据模型。由于本文研究我国31个省(市、自治区)不同层次教育对经济增长影响的空间异质性,因而选择固定影响面板数据模型。固定影响面板数据模型划分为无个体影响的不变系数模型、变截距模型、含有个体影响的变系数模型。其形式的选择和设定非常关键,否则会产生设定的偏差,从而影响参数估计的有效性。经常使用协方差分析进行模型的设定,具体如下:

H1:斜率在不同的截面样本点上相同,但截距不同。

H2:斜率和截距在不同的截面样本点上都相同。

分别构造在H1成立下的检验统计量

和H2成立下的检验统计量

其中,N指的是截面样本点的个数,T指的是时序期数,k指的是解释变量个数;S1、S2、S3分别指的是变系数模型、变截距模型、无个体影响的不变系数模型各自对应的残差平方和。首先检验H2,若F2的值小于给定显著性水平下的临界值,则不能拒绝H2,则可以认为样本数据符合无个体影响的不变系数模型,无须作进一步检验;如果拒绝H2,则需检验H1。如果F1的值小于给定显著性水平下的临界值,则不能拒绝H1,从而认为样本数据符合变截距模型,反之,则认为样本数据符合含有个体影响的变系数模型。

运用EVIEWS6.0构建得到不同类型模型的残差平方和,采用上述公式计算得到两个F统计量分别为F1=5.727 5,F2=54.687 6,在给定5%的显著性水平下两个自由度均大于120相应的临界值为1.25。由于F2>1.25,所以拒绝H2;又由于F1>1.25,所以也拒绝H1。因此,模型采用变系数的形式。

由于随机干扰项在不同横截面个体之间是相关的,即协方差不为零,此时最小二乘法将失去有效性,因为它没有考虑不同截面之间相关的信息,因而本文采用广义最小二乘法估计变系数模型,相关结果如表1如示。

从表1变系数模型估计结果可以看出,判定系数R2为0.999 2,F统计量为922.883 3,其伴随概率为1.34E-151,这说明模型整体拟合效果较好。DW统计量为2.23,这表明模型基本上不存在序列相关性。

根据模型输出结果,各省截距项大于1的地区依次为:北京、广东、江苏、山东、上海、浙江、天津、黑龙江、辽宁、四川等;大于0小于1的地区依次为:辽宁、四川、福建、安徽、陕西、山西、湖北、河北、重庆、河南、湖南、广西等;其他地区为负值。由于截距项代表的是技术进步状况,数据越大表明该地区的技术进步效率越高。回归结果表明,北京、广东、江苏、山东、上海等地是我国技术进步效率最高的省份,这主要是由于这些地区受过高等教育的人力资本存量较高。一方面,这些地区高等学校密集,从而培养了大量的高等教育人力;另一方面,由于这些地区经济发展水平较高,从而吸引了大量高等教育人才就业。

表2回归模型的估计结果中,物质资本的回归系数为正,且在1%的显著性水平下通过变量显著性检验,表明经济增长具有重要的驱动作用。物质资本弹性系数估计值大于0.8且排在前十位的省市依次为:上海、北京、天津、浙江、广东、福建、山东、江苏、辽宁、河北等;其他省份的资本弹性系数在0.36-0.74之间;尤其是随着西部开发,部分西部省份的资本弹性系数明显强劲,如陕西、重庆、四川等。这充分显示了我国经济增长模式特点,长期以来,我国经济增长依靠投资拉动的特点非常显著。内生增长理论指出地区经济增长的源泉是科技进步,也就是上文所说的“劳动有效性”。因而,我国投资驱动型的经济增长模型难以长期维继,转变经济增长模式势在必行。那么,今后我国在经济增长方式和经济结构调整的转轨进程中,如何提高“劳动有效性”是关键所在。根据内生增长理论,通过教育这一关键要素形成知识、人力资本及技术吸呐和创新能力,从而提高“劳动有效性”,才能真正实现我国经济增长模型的转变和经济结构的调整。

相较于物质资本对经济增长的贡献,劳动力对经济增长的贡献明显偏弱,其弹性系数估计值在0.317~0.011之间。我国经济发展过程中呈现两个特点:一方面,我国劳动资源丰富,大部分产业属于劳动密集型;另一方面,劳动力质量偏低,多数产业处于产业链低端,从而造成其对产出贡献明显不足。劳动力产出弹性也呈现出明显的区域不平衡性,相比较而言,经济发达地区劳动力产出弹性远低于欠发达地区。劳动力产出弹性在0.197~0.317且排在前十位的省份依次是:宁夏、西藏、甘肃、湖南、海南、河南、青海、吉林、贵州、江西等。经济发达省份如浙江、江苏、上海、广东、北京等,劳动力弹性系数偏小,虽然这部分地区每年都吸引大量劳动力,但由于劳动力质量参差不齐而且以没有经过培训的农村剩余劳动力为主,因而呈现出劳动力要素投入多而产出少的特点。由此可见,提高劳动力质量尤其是农村劳动力是提高劳动力产出弹性的关键所在。因而,我国要大力发展中等教育尤其是职业技术培训,从而为经济发展供给专门人才。

相对于物质资本和劳动力要素,由各种不同等级教育形成的人力资本对经济增长的贡献明显不足,并呈现出区域的不平衡性和层次性。由初等教育形成的人力资本对经济增长的贡献在欠发达地区表现突出,如海南、青海、宁夏、西藏等地;而经济发达的东南沿海地区贡献度则不明显,如上海、浙江、江苏、广东、福建等地。由中等教育形成的人力资本则呈现出两个梯度,一个梯度是中等教育(职业教育)高度发达的省份,如广东、江苏、山东、福建、上海、浙江等地,其产出弹性在0.07~0.12,值得重点关注的是重庆市,其中等人力资本产出弹性也达到了0.056;其他省市属于第二个梯度,其人力资本产出弹性在0.01~0.048,中等教育发展明显滞后。由高等教育形成的人力资本对经济增长的弹性系数大致分为三个梯度,第一个梯度高等人力资本产出弹性在0.058~0.109,包括的省市有北京、山东、广东、重庆、上海、湖北、浙江、天津、福建、四川、河南、湖南、江苏等;第二个梯度高等人力资本产出弹性在0.037~0.054,包括的省市有黑龙江、宁夏、安徽、江西等;第三个梯度高等人力资本产出弹性在0.005~0.03,包括的省市有云南、内蒙古、西藏、河北、广西、山西、陕西、辽宁、吉林、青海、贵州、海南、甘肃等。另外,各个层次教育形成的人力资本产出弹性系数整体上呈现出一定的层次性,欠发达地区初等教育形成的人力资本作用往往比较突出,而中等教育人力资本、高等教育人力资本作用不突出,如内蒙古、海南、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏等地;经济发达地区尤其是沿海省份,由于其中等职业教育比较成熟,中等职业教育对产出弹性明显突出,其对经济增长贡献高于初等教育和高等教育,如江苏、浙江、福建、山东、广东等地;高等学府较集中且经济发达地区,高等教育形成的人力资本弹性系数高于初等、中等教育形成的人力资本,如北京、天津、上海等地。总体而言,各省份各层次人力资本对产出的贡献总和基本上与一般劳动力相持平,这说明,人力资本在我国经济增长过程中的作用日益显现,这对于我国投资驱动型和劳动密集型经济增长方式的转变无疑具有重要意义。

四、结论及建议

本文以内生经济增长理论为基础,构造了纳入不同层次教育水平(初等、中等、高等教育)人力资本的柯布—道格拉斯生产函数,重点分析物质资本、技术进步水平、一般劳动力、初等教育人力资本、中等教育人力资本、高等教育人力资本对经济增长的影响。

首先,各投入要素对经济增长的作用表现出明显的区域性和不平衡性。这主要是由我国长期以来经济发展不均衡所致。随着经济改革推进,各地应结合自身情况调整产业结构和经济增长模式,加强生产要素流动性,从而实现经济均衡发展。

其次,各投入要素对经济增长的作用呈现出层次性和梯度性。从模型估计结果可以看出,物质资本对经济增长的贡献最高,一般劳动力次之,各层次教育形成的人力资本对经济增长的贡献最低。这主要是由于长期以来我国经济增长依靠投资拉动,一般劳动力供给相对过剩,中、高级人力资本供给相对贫乏。而只有技术进步才是经济增长的内生源泉,因而,我国投资驱动型的经济增长模型难以长期维继,转变经济增长模式势在必行。那么,今后我国在经济增长方式和经济结构调整的转轨进程中,如何提高行业的科技吸收和创新能力当为关键所在。根据内生增长理论,通过教育尤其是中、高等教育这一关键要素形成知识、人力资本及技术吸纳和创新能力,才能真正实现我国经济增长模型的转变和经济结构的调整。因此从长期经济增长的角度出发,中等职业型人才的培养是必不可少的重要环节,应该加以优先发展。同时,随着我国高校扩招进程,提高高等教育质量迫在眉捷,从而增强素质型人才对经济增长的强大推动作用[13]。

再次,经济发达地区中等、高等人力供给对经济增长作用巨大;而经济欠发达地区的这种影响并不显著,中等人力资本供给匮乏。因而,经济欠发达地区必须加强对中、高等人力资本的吸引,及时出台相关配套政策推动高素质人力资本的流入。

摘要：以内生经济增长理论为基础,构造了纳入不同层次教育水平(初等、中等、高等教育)人力资本的柯布—道格拉斯生产函数,重点分析物质资本、技术进步水平、一般劳动力、初等教育人力资本、中等教育人力资本、高等教育人力资本对经济增长的影响。研究结果表明:各投入要素对经济增长的作用表现出明显的区域性和不平衡性;各投入要素对经济增长的作用呈现出层次性和梯度性。从模型估计结果可以看出,物质资本对经济增长的贡献最高,一般劳动力次之,各层次教育形成的人力资本对经济增长的贡献最低;经济发达地区中等、高等教育形成的人力供给对经济增长发挥重要的贡献;而经济欠发达地区的这种影响并不显著,中等教育形成的人力资本供给匮乏。

篇4：教育对经济增长的影响

关键词：经济制度变迁；经济增长；协整检验；向量误差修正模型

中图分类号：F061.2文献标识码：A文章编号：1000176X（2012）09001107

发展并成熟于20世纪80年代的新制度经济学打破了现代经济增长理论长期忽视制度因素的桎梏，强调制度变迁才是经济增长的根本原因[1]。这一全新论点也被诸多实证文献予以佐证。相关研究均发现，诸如产权保护程度的加强、贸易开放程度的扩大、金融市场的完善及民主水平的提高等制度的改善的确可以加快一国的经济增长，尤其对转型国家而言，这种影响则更为巨大[2]。

篇5：论公债融资对经济增长的影响

37年前，我国政府曾向全世界宣告：中国是一个既无内债又无外债的社会主义国家!然而，当历史跨入20世纪80年代的时候，当中国的经济体制发生了翻天覆地变化的时候，当市场机制渐变为资源配置的主要手段的时候，当财政政策成为宏观经济运行的主要调节工具的时候，公债重新登上经济舞台!

然而，公债融资与经济运行特别是与经济增长之间存在着怎样的关系?公债融资对经济增长的影响是如何实现的?如果站在经济稳定与经济增长的角度来看，政府该不该发行公债?在何时发行公债合适?是发行长期公债还是发行中短期公债?发行多少公债为宜?如何确定公债利率水平?诸如此类的问题，无不涉及公债融资对经济增长要素和经济稳定的影响。如果不搞清这些问题，政策就不可能正确地制订公债管理政策，也就无法有效地利用公债管理政策实现财政政策目标。

遗憾的是，在传统的经济体制下，我国理论界一直把财政范畴置于上层建筑领域里，没有把它作为宏观经济管理的一种手段来研究;再加之在理论准备不足的情况下，政府匆忙发行公债，理论界又转而讨论公债发行、管理中的具体操作问题，没有顾及公债理论的深层次问题，特别是公债融资对经济增长的影响的理论研究。尚属处女地。因此，本文试图依据凯恩斯经济增长理论框架，探讨在赤字预算政策是一种无法避免的政策选择的情况下，公债融资对经济增长将产生怎样的影响，并结合实际分析我国公债融资与十余年来经济增长的关系。

本文的结构安排是：首先，确立分析财政政策效果的经济增长模型，并简要说明各项财政政策措施对经济增长的效应途径。然后，把公债融资效应区分为财政效应和流动性效应，全面研究公债政策对经济增长的影响。最后，根据这些理论分析，这我们剖析我国的公债融资与经济增长的关系。

一、凯恩斯经济增长理论框架下的财政政策效果

我们曾经根据藤田晴的研究[1]利用传统的凯恩斯经济增长理论模型分析过实现最优经济增长的财政政策，本文仍将依据该模型讨论公债融资对经济增长的影响。

由于公债政策是财政政策的有机组成部分，同时在凯恩斯经济增长理论框架下公债政策对经济增长的影响又是通过支出政策和税收政策实现的，因此，我们首先回顾一下我们以前研究各项财政政策措施对经济增长影响的基本结论。

我们在研究财政政策对经济增长的影响时曾提出三种经济增长率，即“充分就业增长率”、“支出增长率”以及“最优经济增长率”。充分就业增长率又称“能力增长率”或“必要增长率”，是指在充分就业的情况下，国民经济能够达到的增长率，这是在没有通货膨胀压力下可能实现的最大增长率。所谓支出增长率是指各种支出函数所规定的国民支出增长率。所谓最优增长率就是均衡增长率和自然增长率正好相等的增长率。均衡增长率是指充分就业增长率与支出增长率相等状态下的增长率。哈罗德称谓的自然增长率是指在充分就业下等于劳动力人口增长率加上生产增长率的实际国民生产总值增长率。如果均衡增长率和自然增长率正好相等，那么，至少作为一种长期倾向，生产设备充分利用和劳动力充分就业的理想的经济增长过程就会出现。因此，我们认为，如果经济中存在大量潜在失业人口，最优经济增长率就是能够达到的最大的均衡增长率;如果经济中没有潜在的失业，则自然增长率就是最优增长率。

根据我们的分析，提高充分就业增长率至少可以通过四种财政政策措施来实现：(1)提高税收收入占国民收入的比率。(2)提高政府投资在政府需求总额中的比率。(3)提高政府投资产出系数。(4)降低政府支出占国民收入的比率。提高支出增长率的财政措施包括：①提高政府支出比率。②降低税收比率。实现最优经济增长率的财政政策措施包括下列三种组合：A降低税收比率，提高政府投资比率或政府投资产出系数;B提高政府支出比率、政府投资比率以及政府投资产出系数;C政府支出比率和税收比率呈同向变动。

下面，我们根据上述这些基本结论，具体分析公债融资的财政效应与流动性效应对经济增长的影响。所谓公债融资的财政效应是指公债融资配合政府的收支变化对经济增长产生的影响;所谓公债融资的流动性效应是指公债融资因改变货币供给量对经济增长产生的影响。

二、公债融资的财政效应

1.公债融资对充分就业增长率的影响

公债融资对充分就业增长率的影响主要表现在增支公债和减税公债的影响上。

(1)增支公债。在税收收入不变的情况下，政府支出的增加用公债发行来融资，可能会降低充分就业增长率。一般来说，政府支出总规模中，政府的消费性支出所占比例较高。根据上述分析结果，由于政府支出占国民收入的比率提高，会降低国民储蓄率，从而抑制经济增长。因此，增支公债可能对经济增长产生不利影响：如果公债来源于消费资金，或者说持有公债的主体是居民，增支公债的逆效应可能比较小;如果公债来源于投资资金，或者说持有公债的是企业和商业银行，增支公债的逆效应可能比较小;如果公债来源于投资资金，或者说持有公债的主体是企业和商业银行，增支公债的逆效应可能很大。当然，如果公债发行为政府投资的增加融资，使得政府投资在政府需求总额中所占的比率提高，经济产出的能力增长率必然提高。

篇6：教育对经济增长的影响

摘 要：本文通过对我国在东南亚金融危机和次贷危机引发的全球金融危机中财政支出结构变化对经济增长影响的实证研究。

研究结果显示：在两次金融危机中，财政支出结构性指标对经济增长的影响结果迥异;在现行财政体制下试图单纯依靠扩大财政支出规模来推动经济增长的效果已十分有限;今后应把稳步推进公共财政转型、努力实现公共财政均等化和进一步优化财政支出结构作为财政体制改革的重点。

篇7：教育对经济增长的影响

摘要：在全球化的大背景下，中国文化产业与其他产业类型一起取得了不错的成绩，在文化价值和经济价值创造上均做出了突出贡献，相当程度实现了我国在文化振兴和经济腾飞过程中设定的目标与规划。文化产业作为重要的产业类型，在经济增长中的作用巨大，产业的升级与发展牵动着经济增长的势头和速度。因此，以我国文化产业对经济增长的影响作为研究对象，在简要阐述中国文化产业发展现状的基础上，提出其和经济增长间的关联性，进而通过相应的实证研究得出相应结论，并为我国的文化产业和经济发展提出了相应建议以资参考。

篇8：教育对经济增长的影响

政府财政支出是影响经济增长的重要因素之一(Barro,1990),其中社会支出中的教育支出会对人力资本以及经济资本产生正面影响,进而促进经济的增长(Baldacci et al.,2008)。高等教育是教育体系重要的组成部分,高等教育财政支出对经济具有显著的促进作用(李玲等,2014)(1)。但是由于教育的公共品属性及其外部效应和投资收益的长期性和滞后性,使得我国教育财政投资总量相对不足(刘幼昕,2013)(2)。我国高等教育资源禀赋、中央与地方对高等教育财政的支持度也有明显差异,那么基于这种异质性资源禀赋与差异性的财政支持的区域高等教育对经济增长的影响分析,自然已经不能停留在同质空间中进行研究。因此在空间异质视角下来研究区域高等教育财政支出对经济增长影响是一项值得研讨和实践的工作。

对于教育的财政性支出与经济增长的关系研究,学者们立足于前人的基础研究,得出了较为丰富的结论。黄晗等(2011)研究了我国各区域教育财政支出对经济增长的作用,发现教育财政支出具有一定的空间溢出效应,且各地区的教育财政支出对本地区经济具有正向促进作用(3)。甘建辉(2012)用回归与时间序列组合模型,分析了我国财政教育支出对经济的影响,认为我国财政教育支出和固定资本、人力资本一样,能够有效地影响经济增长(4)。王青等(2013)利用向量误差修正模型对我国财政性教育支出和经济增长的动态关系进行了实证分析,认为财政性教育支出对经济增长有促进作用,并且随着时间推移不断增大(5)。

更进一步的,对于高等教育财政支出对经济增长影响的研究中,刘国清(2012)根据Feder-Model建立面板数据模型,对我国东、中、西三大区域的高等教育投资的经济效益进行了分析,得出中部效益最高,东部次之,西部效益最低的结论。方宝(2015)对我国普通高等教育经费支出与经济发展水平进行了适应性分析,认为我国部分地区的高等教育经费支出与其经济发展水平存在显著的“错位”现象。纵观国内外一些相关文献,可以看出高等教育财政支出的经济增长效应已得到学界的广泛关注,但是目前关于这一问题的研究仍然停留在同质的空间中,没有考虑到区域的空间差异与空间影响效应,也缺乏对各地区高等教育支出的经济增长效应进行空间计量方面实证的对比分析。

二、理论分析

由地理学第一定律我们知道,区域发展过程中人流、物流、资金流和信息流会产生交汇影响,在考察高等教育财政支出对经济增长影响的空间关联性时,需要关注不同省域间的关联性。探索性空间数据分析(ESDA)则是实现这一目的的有效工具:通过测算空间单元观测值的Moran’s I指数来揭示空间关联特征。

对高等教育财政支出与经济增长影响的空间关联性进行测度,借鉴王火根、沈利生(2007)12使用简单二分权重矩阵,但本文遵循Queen判定规则构建空间权重W,使用MATLAB 2015a软件计算出Moran’s I值为0.434,且其统计量在1%水平下显著,说明高等教育财政支出与经济增长存在空间正相关关系,存在显著的空间依赖关系,可以进行空间计量建模。

故而我们试图将这种正向的空间关系可视化,实现数据探求空间数据分析(ESDA),使用Geo Da软件,利用我国2003与2014年国内生产总值与高等教育财政支出数据(国家统计局,http://www.stats.gov.cn/),制出我国31个省及直辖市GDP与高等教育财政支出4分位图,如图1所示。

在图1中,(a)与(c)分别为2003年我国GDP与高等教育财政支出的4分位图,(b)与(d)分别为2014年我国GDP与高等教育财政支出的4分位图。对比图(a)到(b)与(c)到(d)可以发现,高等教育财政支出的规模与我国GDP的规模发展具有很高的相似度,如内蒙古、四川、福建等省市共同经历了由较低层次的GDP或高等教育财政支出规模到较高层次的GDP或高等教育财政支出规模,在空间层面我们对这种空间差异与空间相关研究与测度显得尤为重要。

Robert Barro(1990)论述了在内生增长模型中政府支出与经济增长之间的关系,并在经济增长模型中引入政府支出变量,认为政府支出是对经济增长产生影响的又一个重要因素,并推导出了著名的“巴罗法则”,即当政府财政支出的边际产出等于时,财政支出规模达到最优水平。Karras(1996)在其基础上经过进一步发展,给出了评价财政支出对经济增长影响的一般计量模型,从而能够对“巴罗法则”进行实证检验。模型的一般形式为:

其中,Yt为实际国民生产总值,A为常数,Kt为实际资本存量,Lt为参与就业的劳动力总量,Gt为政府财政支出。

假定生产函数Y=F(·)对时间二次可微、并且关于Kt、Lt、Gt均是一次齐次的,则对上述方程两边同时对时间求一阶倒数可得:

其中α为就业产出弹性,MPK和MPG分别为资本和政府财政支出的边际产出,g为劳动力对应的人均政府财政支出数。政府财政支出对经济的影响作用可以通过(3)式的估计参数得到:当MPG=0时,政府支出不具有影响经济的作用;当MPG>0时,则政府支出能够有效地促进经济增长。根据“巴罗法则”,政府最优支出规模的条件可表示为:当MPG=1时,则说明政府支出规模此时为最优水平;当MPG<1时,则政府支出规模过大;当MPG>1时,则政府支出规模过小。

若假定MPG与ζ有一定的线性关系,设为MPG=m+n·ζ则(4)式可改写为:

根据“巴罗法则”,则有MPG*=1,因此,ζ*=(1-m)/n,即:(G/Y)*=(1-m)/n,MPG随着ζ变动而变动的情况:当n=0时,则MPG不随ζ变动而变动;当n<0时,则MPG与ζ成正比,随着ζ的增大而增大;当n>0时,则MPG随ζ成反比,随着ζ的增大而减小。高等教育财政支出是政府财政支出中的一种,因此假定模型中的G为我国高等教育财政支出,从而根据其边际产出MPG大小来分析高等教育财政支出对经济增长的作用。

三、结论

在地域广袤、经济发展非均衡的中国,高等教育财政支出的空间属性是经济学与高等教育学在其耦合互动关系时不可忽视的内容。基于2003-2014年我国31省及直辖市数据,使用探索性空间数据分析方法考察了高等教育财政支出、经济增长的空间特征。从全局Moran’s I值我们得到经济增长存在空间效应,从四分位图可以看出区域的经济增长与高等教育财政支出有着空间正向的相关关系,故而本文认为高等教育财政支出对经济增长影响存在空间分异。

摘要：本文通过对近年来高等教育财政支出结构的观察,梳理了高等教育财政支出对经济增长影响的相关文献。引入空间因素试图对高等教育财政支出空间结构做出一定的解释和说明,而后将高等教育财政支出结构体系纳入经济增长模型。从理论上论证了高等教育财政支出对经济增长影响的空间差异性,也提出了相应的政策建议。

关键词：高等教育财政支出,空间差压,区域经济增长

注释

1李玲,许玉.我国高等教育财政支出的经济增长效应实证分析[J].石家庄经济学院学报,2014(8):48-52.

2刘幼昕.中国财政性教育支出与经济增长关系研究[J].统计与决策,2013(11):153-155.

3黄晗,冯烽.我国教育财政支出与经济增长的实证研究[J].统计与决策,2011(18):98-100.

4甘建辉.教育支出对经济增长影响的实证分析[J].财税纵横,2012(4):68-70.

篇9：金融对延边经济增长的影响分析

[关键词] 延边州；经济增长；金融增长；因果关系

[中图分类号] F127.8 [文献标识码] A [文章编号] 1002-2007（2015）04-0078-07

改革开放后，我国经济发展的实践证明，金融通过其特有的杠杆功能，能够在很大程度上影响区域经济增长。如何积极发展延边的金融业，为延边经济提供强有力的金融支持，有效促进资本的形成，并带动劳动力、技术等要素的聚集和流入，优化产业结构，促进技术创新，增强经济发展的内在动力，是一个需要认真研究的课题。因此，本文主要分析金融对延边经济增长的贡献及金融发展存在的主要问题及原因，探索性地提出“以金融适度超前发展带动延边经济增长”的观点，并给出相关建议。

一、金融对延边经济增长的贡献

在现代经济中，金融对经济的影响主要通过增加要素投入量和促进劳动生产率，从而促进资金的合理流动、全社会资源的优化配置以及金融业通过自身产值的增长直接为经济增长做出贡献。下面利用2006年至2014年的数据，从以上三个方面研究金融对延边经济增长的贡献。

（一）延边金融业促进生产要素投入量的增加情况

在现代经济运行中，生产要素投入量主要是指资本、劳动力、技术、信息等，人口数量和劳动力数量的增长是影响劳动量的主要因素，影响资本增长的主要因素是储蓄。现代社会金融对提高要素投入量的贡献体现在三个方面：一是促进区域内资本投入量的增加；二是提高储蓄向投资的转化率；三是促进劳动就业量的增加。

1.延边金融在促进资本投入量增加方面的作用

在现实经济发展中，储蓄率的高低是影响资本投入量的关键因素。各国经济发展的实践证明，高储蓄率才能够带来较高的投资率，一般来说储蓄率与投资率成正比例。改革开放后中国经济发展过程同样也证明了这一点，2013年，全国储蓄率高达52%（《2013年中国区域金融运行报告》）。而2006年至2013年，延边地区的平均储蓄率为36%，大大低于全国的平均水平，其主要原因是延边地区居民消费和政府消费的旺盛。

2.延边金融在促进储蓄向投资转化方面的作用

世界各国经济发展的实践说明，储蓄率是影响资本投资量的重要因素，但储蓄率的提高不一定完全代表资本转化程度的提高，现实的投资数量还依赖于储蓄转化为资本的能力。银行等金融机构的完善与金融市场的发达，能够有效地解决特定经济单位资金运动中收支不平衡的矛盾，从而聚集储蓄，促使更高比例的储蓄转化为投资。

本文用存贷款余额的比值近似描述延边的储蓄投资转化系数。2006年至2014年延边储蓄投资转化系数变化情况如表2所示。2006年至2014年，虽然存贷款余额每年都在增长，但相比而言，存款余额增长的幅度更大，储蓄转化为投资的比率呈逐年下降的趋势。相对于国内经济发达地区，延边的资金收益率较低，因此导致资金的外逃，存货差逐年增大，储蓄向投资的转化系数呈下降趋势。

（二）延边金融业对提高要素生产率的贡献程度

1.延边金融业促进技术进步状况

2006年至2014年期间，延边存款余额和GDP每年均在增长，但存款余额增长的幅度比GDP增长的幅度略小，存款余额占GDP比重的年均增长率呈逐年下降的趋势。数据表明，金融在促进延边技术进步方面的作用不明显，由于金融抑制，甚至有制约技术进步的趋势。

2.延边金融促进资源再配置情况

金融的发展促进了资本的社会化程度，同时也降低了企业外部融资的成本。企业从外部融资一般采取间接融资和直接融资的方式，间接融资是指企业向金融机构借款的方式，直接融资是指企业通过金融市场发行股票和企业债券。目前，我国企业主要采取向金融机构借款这一间接融资方式。本文采用2006年到2014年期间，贷款余额占GDP的比重变化率来衡量延边金融促进资源再配置情况。

2006年至2014年期间，延边贷款余额和GDP每年均在增长，但是，贷款余额增长的幅度比GDP增长的幅度小，延边贷款余额占GDP比重呈逐年下降的趋势。数据表明，金融在促进资源再配置和规模节约方面没有发挥促进作用，由于资金投向和资金效益方面的问题，导致资源配置不合理，投资效益较差。

在此，我们用B1代表金融通过资金投入量来促进技术进步对延边经济增长的贡献度；B2代表金融通过促进资源再配置对延边经济增长的贡献度；T2代表金融通过提高要素生产率对延边经济的贡献度。因此，T2=B1+B2=（-0.0210）+（-0.0313）=-0.0523。该数据表明，目前延边金融业发展水平落后，在一定程度上制约了要素生产率的提高，进而制约了延边的经济增长。

3.延边金融在促进劳动投入量增长方面的作用

在现代经济中，金融对劳动投入的增长作用是通过促进就业比重来体现的。金融通过促进资本投入量的增加，创造更多的就业机会，吸纳更多的就业人员，为社会经济发展做出贡献。2006年至2013年，延边金融业从业人数的比重变化不大，年平均增长为-0.0112，如表5所示。

在此，我们用A1代表储蓄率上升对延边经济增长的贡献度；用A2代表储蓄向投资转化系数的提高对延边经济增长的贡献度；用A3代表金融业就业比重的增长对延边经济增长的贡献度。由于2006年至2014年延边GDP的年均增长率为16.23%，因此：

A1=0.03184/0. 1398=0.22775：

A2=-0.03162/0.1398=-0.22618：

A3=-0.00009/0.1398=-0.00064

金融通过促进要素投入量增加而对延边经济增长的贡献度T1为：T1=A1+A2+A3=0.22775+（-0.22618）+（-0.00064）=0.00093。数据表明，由于金融业欠发达，金融在促进生产要素向延边地区聚集的作用没有得到充分的发挥。

（三）延边金融业对延边地区经济总量的直接贡献

2006至2013年，延边金融业增加值和GDP每年均在增长，但金融业增加值增长的幅度比GDP增长的幅度略小，延边金融业增加值占GDP的比重年增长率呈逐年下降的趋势。

假设T3代表金融的直接贡献对延边经济增长的贡献度，由于2006年至2013年延边GDP的年均增长率为16.23%，因此，T3=-0.00082/0.1398=-0.00587。单纯从金融业的增加值看，虽然2006至2013年的金融业增加值每年都在增长，但相对于GDP的增长率处于滞后状态。

用T代表2006年至2013年间金融对延边经济增长率的总体贡献，则：T=T1+T2+T3=0.00222+（-0.07525）+（-0.00587）=-0.0789，即-7.89%。因此，2006年至2013年期间，金融业牵制了延边整体经济增长近1.1个百分点。

综上所述，尽管近年来延边的经济高速增长，金融业也取得了长足的进步，但相对于GDP的高速增长，本地金融业发展相对缓慢。金融发展方面的短板在一定程度上制约了资本的形成、产业结构的优化和生产率的提高，从而制约了延边的经济增长。

二、金融制约延边经济增长的原因分析

（一）金融资产总量少，存贷比过高

2014年末，延边存款余额1286.02亿元，贷款余额658.83亿元，财险全年承保金额1752.04亿元，保费收入6.51亿元，融资性担保在保余额12.8亿元，小额贷款业务约16.7亿元，典当余额约0.85亿元。相对于延边经济的高速发展，金融资产总量偏少。改革开放以来，延边经济取得了长足的发展，但从总体来看，延边经济发展水平与发达地区相比存在较大的差距，延边经济总体欠发达的状况尚未根本改变，突出表现在经济总量不大，城乡居民收入不高，经济结构不优，产业趋同化严重，特色不鲜明，产业之间相关度不高，资源环境约束趋紧等方面。因此，经济的客观水平制约了延边金融的发展。

另外，虽然存贷款余额每年都在增长，但相比而言，存款余额增长的幅度更大，储蓄转化为投资的比率呈逐年下降的趋势。延边存贷比约为51.23%，比全省72.59%低21.36个百分点。中国银行、农业银行、交通银行、建设银行的存贷比较低，都在35%以下。

延边地区金融存贷比过低的主要原因是对金融的重视不够，长期以来，延边的经济活动基本上是靠外力推动的，财政是延边资本形成的主要来源之一。另一方面，在政府财力有限、投资主体多元化的今天，经济运行从财政主导型在向金融主导型转变，而延边对于金融发展缺少足够的关注。一些部门和企业存在一定程度的“等、靠、要”思想，把大部分精力花在向政府讨政策、要资金上，“没钱找市长”，而不是“缺钱找市场”。

（二）资金流出趋势明显，直接融资不足

相对于国内经济发达地区，延边的资金收益率较低，由于资金的逐利属性，导致资金外逃。延边资金流出主要有三个途径：一是金融机构的资金流出。主要表现为金融机构通过银行资金上解或同业拆借市场导致资金流出。二是企业的资金流出。企业为追逐高利润，利用延边当地的资金到外省进行投资。三是居民部门的资金流出。居民通过购买理财、基金、证券等产品，将资金投向其它地区。以票据融资业务为例说明延边资金的流出情况，2014年，延边票据贴现余额为8.9亿元，同比增长11%。但从实际情况看，90%以上的贴现是金融机构为外地企业办理的业务（即延边的金融机构通过票据贴现将资金贴现给外地企业使用）。延边资金的净流出，加剧了延边与其它发达地区之间经济社会发展的差距。

延边的直接融资比重偏小，投融资渠道过于单一。截至2014年末，吉林敖东股票共计募集资金4.49亿元，债券融资尚属空白。石岘纸业因为业绩为负所以没有募集资金。相对于延边的贷款余额（658.83亿元），直接融资仅为间接融资的0.68%。

（三）中小微企业融资难，限制了经济活力

2013年，延边548.16亿元贷款余额中，微型企业贷款29亿元，占比5.2%；小型企业贷款133亿元，占比24.26%；中型企业贷款139亿元，占比25.34%；大型企业贷款69亿元，占比12.59%。截至2014年末，延边658.83亿元贷款余额中，初步预计微型企业贷款占比5%，小型企业贷款占比31%，中型企业贷款占比20%，大型企业贷款占比11%。大型企业贷款中，工、农、中、建、交5家银行的贷款余额超过大型企业全部贷款余额的90%，由此说明大型优质企业仍是国有银行的重点客户，国有银行对小微企业贷款比重低。

（四）大量民间资本“休眠”与流失

延边地区由于出国劳务人员很多，带回国内大量的资金，但这些民间资本对当地的投资欲望不高，其主要原因是延边地区工业不太发达，出国劳务回国人员可投资的领域有限，导致这些人员创业积极性不高，出国挣回的外汇大多进入到购买住宅、娱乐业等非生产性领域，对生产性领域投资不多，影响了延边经济的发展。

（五）延边金融体系本身存在的问题

首先，金融管理条块分割。目前，延边金融行业的管理分散在多个部门，其中，银监局负责银行业监管，工信局负责担保公司的业务管理，金融办负责小额贷款公司的业务管理，商务局负责典当行的业务管理。证券业、期货业的管理在延边还属空白，人民银行维护宏观金融稳定的职能缺乏有效的抓手，各金融管理部门的沟通协调成本较高。

其次，金融组织体系单一。延边金融组织体系比较单一，主要表现在：所有制结构单一，国有机构占有相对垄断地位，金融机构对于民营资本的门槛过高，金融领域缺乏包括新兴商业银行、中外合资银行、外资银行以及金融租赁公司、信托投资公司等非银行金融机构在内的多形式、多功能、多所有制金融机构。在现有格局中，延边国有银行的垄断地位几乎没有受到市场竞争的冲击，竞争不足必然导致金融创新的不足和金融业效率的低下，缺乏促进地区经济发展和产业优化的最直接的动力。

再次，产权交易和产业投资基金的缺失。截至目前，延边还没有产权交易市场——即为非证券化的技术产权转让、企业并购等交易服务的实物性产权交易市场，也没有创业投资基金或风险投资基金。

三、促进金融对延边经济增长做出贡献的对策与建议

（一）大力发展直接融资

延边地区的资本形成和金融资产结构的一个严重缺陷就在于直接融资薄弱，间接融资比率过大。这不仅造成银行负债单一，而且导致企业资金普遍短缺，融资成本高昂。因此，需要进一步加大发展直接融资的力度，把加快发展直接融资作为现阶段促进延边地区资本形成的重大战略措施。在股票融资方面，要大力支持本地优质企业上市，扩大企业规模，增强企业实力和龙头带动作用；在债券融资方面，要鼓励通过企业债券、项目债券、中小企业集合债等方式筹集资金。直接融资要立足于延边实际和发展战略，加大对传统产业的技术改造力度，将那些科技含量高、具有广阔发展前景的新兴产业或具有地区优势的产业作为融资重点，从而调整和优化经济结构和产业结构。

（二）加强对外向型经济发展与中小企业的融资

自2009年“中国图们江开发规划”实施以来，延边地区对俄、对朝跨境经济合作正在积极发展之中，中朝珲春一罗先经贸合作区建设需要大量的中国企业“走出去”，但是，目前我州境内企业难以获得境外投资贷款。因此，银行部门应从延边外向型经济发展的大局出发，加强对国际贸易、境外投资等外向型经济发展的金融支持，积极开展对俄、韩、日、朝等国的金融业务，大力开展人民币跨境结算业务，支持对外直接投资、外商直接投资、贸易融资、境外项目人民币贷款等人民币投融资业务；为外汇和人民币的汇兑、兑换提供便利。

积极搞活中小企业融资，主要的方式包括：一是积极引导和鼓励商业银行开展中小微企业融资业务。建立约束与激励相统一的新型信贷管理机制，促进银行贷款对中小微企业的支持力度。二是创新并完善银企对接，加强政府、金融部门和企业的联动，利用各政府管理部门所掌握的信息优势，组织搭建银企对接平台，由政府和银企相关人员共同组成对接办公室。三是创新中小企业融资方式，利用“区域集优”融资、中小企业集合债等方式，加强中小企业的直接融资。若想在全社会营造良好的金融生态环境，政府要鼓励和扶持有条件的企业上市融资，按照“法无禁忌，即可为”的原则，探讨新的金融融资机制。

（三）完善金融体系

首先，积极发展地方性金融机构，集中服务于当地经济，满足地方建设资金需要。

其次，积极引入国内外金融机构。引入金融机构或使其在延边设置分支机构，可以鼓励金融机构适度竞争和金融创新，增强储蓄的“机构弹性”效应。通过外资银行的引入（特别是韩、日、俄等国的金融机构），可以为延边开放性经济创造完善的金融中介环境，从而有力地带动外资企业和个人的投资和消费。

再次，加快建立融资担保体系。出台各项政策，鼓励非公有制经济，设立商业性或互助性信用担保机构，建立中小企业信用再担保机构，发展和完善现有担保公司，逐步完善管理，为中小企业融资提供有效担保。

（四）完善配套设施，优化金融环境

一是加强金融发展方面的法律制度建设。利用民族自治的优势，遵循金融适度先行的原则，从法律制度层面鼓励并扶持金融的发展，完善适合金融发展的制度环境。

二是加强信用体系建设。建议由政府牵头，依托于人民银行的征信系统，建立有效的部门协调机制，加强信息沟通与工作联动。信用体系的建设重点在于加强信用信息的采集和使用，让信用信息渗透到社会生活的方方面面，发挥切实的作用，真正做到“有信行遍天下，无信寸步难行”。

三是加强支付体系建设。稳步推进第二代支付系统，逐步提高延边的非现金支付和电子支付比例，减小现金漏损，优化支付环境。