教育与经济增长研究论文

摘要：收集陕西省1952-2004年数据对高等教育与经济增长之间的关系进行研究，利用协整理论加以分析，结论是：二者之间没能存在协整关系即长期均衡关系。陕西省高等教育的发展更多的是人为因素，不是自身发展的结果。陕西高等教育规模扩大对提升陕西省人力资本存量和促进经济发展作用并不明显。下面是小编精心推荐的《教育与经济增长研究论文(精选3篇)》的相关内容，希望能给你带来帮助!

教育与经济增长研究论文 篇1：

高等教育与经济增长关系研究

[摘要]高等教育与经济增长的关系如何一直备受关注。本文运用动态数学模型方法，以浙江省2001-2008年的数据为数据源，通过对高教层次结构与经济增长的拟合分析，揭示两者的相关关系；通过分析这些年高校毕业生平均就业率和就业率标准差等数值，初步阐述浙江省高等教育专业结构与产业结构的适应程度，以期为高校培养适应经济发展的人才提供决策参考。

[关键词]高等教育；经济增长

作者：费菊瑛　姚新颉　尚晓燕

教育与经济增长研究论文 篇2：

陕西省高等教育与经济增长的关系研究

摘要：收集陕西省1952-2004年数据对高等教育与经济增长之间的关系进行研究，利用协整理论加以分析，结论是：二者之间没能存在协整关系即长期均衡关系。陕西省高等教育的发展更多的是人为因素，不是自身发展的结果。陕西高等教育规模扩大对提升陕西省人力资本存量和促进经济发展作用并不明显。Granger因果检验结果表明，陕西省经济增长同高等教育尤其是普通高等教育之间尽管在改革开放的市场化进程中逐步回复了本身固有的关系，但仍未形成一个良性互动的关系。

关键词：高等教育；经济增长；协整分析

陕西是一个“高等教育大省”但又是一个“经济相对落后省”，教育和经济二者之间并没有呈现正相关关系。这与现代人力资本理论和新经济增长理论相悖。本文利用20世纪80年代末期提出的一种非平稳序列的新方法——协整理论，采集1952～2004年的数据对陕西高等教育与经济增长的非正相关关系进行了分析。

一、模型建立

(一)协整模型和方法

协整理论(Cointegration)是Granger和Engle在20世纪80年代中后期提出的，用于非平稳变量组成的关系式中长期均衡参数估计的技术。在实际运用时，一般是首先对时间变量序列及其一阶差分序列的平稳性进行检验；其次是检验变量间协整关系，并建立修正误差模型(ECM)；第三对具有协整关系的时间变量序列的因果关系进一步检验分析。

协整理论从分析时间序列的非平稳性着手，探求非平稳经济变量间蕴含的长期均衡关系。即两经济时序数据{x_t，y_t}在以x_t为横坐标、y_t为纵坐标上，其散点图围绕在某一条直线y_t=β₀+β₁x_t的周围，直线对点(x_t，y_t)起着引力线的作用，当(x_t，y_t)偏离该直线时，引力线的作用会使它们回到直线附近，虽然不能立即到达直线上，但存在着回归这条直线的总趋势。定义如下：

若变量向量置中所有分量均为d阶单整，即X_t～I(d)，且存在一个非零向量β_t使得向量Z_t=βX_t～I(d-b)，b>0，则称变量向量X_t为具有d，b阶协整关系，表示为X_t～ CI(d，b)，而β为协整向量。

从经济学的观点看，协整可理解为经济时序变量间存在着一种均衡力量，使非平稳的不同变量在长期内一起运动，即如果变量之间存在长期稳定关系(协整关系)，变量的增长率表现共同的增长趋势。反之，如果这两个或以上变量不是协整的，则它们之间不存在一个长期的均衡关系。协整理论从变量之间是否具有协整关系出发选择模型的变量，使得数据基础更加稳定，统计性质更为优良。

本研究使用ADF法(Augmented-Dicky-full-er)检验变量的稳定性，即进行平稳性检验，回归方程如下：

并作假设检验：H₀：a₂=0，H₁：a₂≠0，如果接受假设H₀而拒绝H₁，则说明序列x_t存在单位根，因而是非稳定的；否则说明序列x_t不存在单位根，即是稳定的。方程(1)中加入k个滞后项是为了使残差项为白噪声。对于非稳定变量，还需检验其一阶差分(或增长率)的稳定性。如果变量的一阶差分是稳定的，则称此变量是I(i)的。

(二)协整检验与误差的修正

选用Engle-Granger(1987)的两步法，具体步骤如下：

(1)使用ADF检验长期静态模型中所有变量的单整阶数。协整回归要求所有的解释变量都是一阶单整的，因此，高阶单整变量需进行差分，以获得I(1)序列。

(2)用OLS法估计长期静态回归方程，然后用ADF统计量检验残差估计值的平稳性。

当长期模型中有两个以上变量时，协整关系就可能不止一种。此时若采用Engle-Granger两步法协整检验，就无法找到两个以上的协整向量。Johansen和Juselius(1990)的极大似然法能判定协整方程的个数，该数被称为协整秩。协整似然比检验假设为：

H₀：至多有r个协整关系，H₁：有m个协整关系，检验即统计量：

式中，λ_i是大小排第i的特征值，T是观测期总数。这不是独立的一个检验，而是对应于r的不同取值的一系列检验。从检验不存在任何协整关系的零假设开始，然后是最多一个协整关系，直到最多m-1个协整关系，共进行m次检验，备择假设不变。

当有一个大范围的短期动态波动时，VEC表达式会限制内生变量的长期行为收敛于它们的协整关系。因为一系列的部分短期调整可以修正长期均衡的偏离，所以协整项被称为是误差修正项，误差校正模型是短期动态模型。因此，在协整检验的基础上进一步建立误差修正模型，研究改革开放后陕西省经济增长与高等教育之间关系的短期动态调整与长期特征，能较科学地反映陕西省经济增长与高等教育之间的关系。误差修正模型的一般表示形式为：

误差修正模型(ECM)是一种具有特定形式的计量经济学模型。建立长期关系模型，通过水平变量和OLS法估计出时间序列变量间的关系。若估计结果形成平稳的残差序列时，那么这些变量间就存在相互协整的关系，长期关系模型的变量选择是合理的，回归系数具有经济意义。

(3)建立短期动态关系，即修正误差模型。将长期关系模型中各变量以一阶参分形式重新加以构造，并将长期关系模型所产生的残差作为解释变量引入，在一个从一般到特殊的检验过程中，对短期动态关系进行逐项检验，不显著的项逐渐剔除，直到最适当的表示方法被找到为止。作为解释变量引入的长期关系模型的残差，代表着在取得长期均衡的过程中各时点上出现“偏误”的程度。

(三)时间序列变量的格兰杰因果关系检验

Granger(1969)和Sims(1972)的因果关系检验法的基本思想如下：如果变量X有助于预测变量y，即根据Y的过去值对Y进行自回归时，如果再加上X的过去值，能显著地增强回归的解释能力，则称X是

Y的格兰杰原因，否则，称为非格兰杰原因。变量X，Y之间的格兰杰因果关系检验的过程是：首先，检验“X不是引起Y变化的原因”的原假设，对下列两个回归模型进行估计：

无限制条件回归：

用各回归的残差平方和计算F统计值，检验系数b₀，b₁，…，b_m是否同时显著不为零。如果是，就拒绝“X不是引起Y变化的原因”原假设。然后检验“Y不是引起X变化的原因”的原假设，进行同样的回归估计，但是交换X与Y，检验Y的滞后项是否显著地不为零。如果是，就拒绝“Y不是引起X变化的原因”原假设。

二、陕西高等教育与经济增长的协整分析

(一)变量选择与数据分析

收集陕西省1952-2004年宏观经济总量指标国内生产总值(GDP)反映陕西省经济增长，用省内高校学生人数(HEDU)衡量其高等教育的发展规模。协整所采用数据均来自《新中国50年统计资料汇编》和相关年份《陕西统计年鉴》。为消除物价变动对GDP的影响，采用王小鲁、樊纲(2001)设计的GDP价格指数对GDP数据进行平减，将样本期内GDP的数据调整为1952年不变价格。陕西省高等教育与经济增长数据(1952-2004)具体数据详见表1。

表1显示，陕西高等教育和经济总量都有明显地不断增长趋势，变动方向与步调较为一致(两者之间相关系数高达0.7915)，高等教育规模由1952年的0.47万人增长到2004年的58.39万人，增加了124倍之多，年增长率高达19.35％。同时，GDP也由1952年的12.85亿元增加到2005年的645.72亿元，增长超过50倍，经济年增长率8.56％。如图1

从增长速度来看，陕西高等教育规模能在全国排进三甲是因为两个特殊时期的高速增长。一是1956年全国进行院系大调整，为支援西部建设，国家将大批内地高校西迁来陕西，如原交通大学在1956年将主体迁至西安，从而使陕西高教规模从1955年的0.88万人，增加到1956年的2.23万人，增幅高到153.41％。二是20世纪70年代初期(主要是1971-1972年)，当时从国家安全的角度，也是配合三线工程需要，中央政府有目的的将一大批高等学校从北京迁至陕西。如北京大学到陕西汉中筹建分校，仅1972年共迁入2000～3000人。北京机械学院(现北京理工大学)迁到汉中，北京农业大学迁到陕西省延安地区和富县。到1972年，陕西高等教育规模已由1970年的0.1万人增加到1972年的0.84万人，增加了8.4倍之多。两次人为扩大高等教育规模奠定了陕西省在全国高等教育的地位，高等教育学校数、在校学生数增幅突出，不仅领先于西北诸省区，而且高于全国平均水平之上。在1999年高校扩招、升级、合并前，陕西省高等教育规模、实力仅次于北京、上海，位于全国第三。陕西高等教育规模扩张与经济增长速度的关系，见图2。

(二)样本数据的单位根检验对GDP、高校在校生人数，分别为LGDP和LHEDU，各变量平稳性检验结果见表2。

表2可知LGDP和LHEDU的ADF统计量均<1％(5％、10％)的临界值，因此，拒绝原假设，LGDP和LHEDU均不是平稳序列；同时二者一阶差分(ALGDP和ALHGDP)相应的ADF统计量均大于1％(5％、10％)的临界值，说明LGDP和LHEDU均是一阶单整，即均是I(1)，满足协整分析的条件，为此，进一步利用协整分析方法分析其动态关系。

(三)协整检验

由于LGDP和LHEDU均是一阶单整，故可进一步对二者进行协整检验。由于本研究只涉及两个变量，且样本容量较大，故用Engle-Granger两步法检验。首先用OLS法估计长期静态回归方程，其次用ADF统计量检验残差估计值的平稳性。回归方程如下：

LGDP=3.3291+0.6645LHEDU　(6)

(0.141 4)　(0.0719)

23.5479 9.2479

R²=0.6264.DW=0.6486

第二行括号内数字为回归系数的标准差，第三行为回归系数的t统计检验量。回归方程残差分布 从残差图的直观来看，回归方程残差(e)逐渐偏离其均值(即为非平稳序列)，为验证我们的假设，对残差序列(e)做单位根检验，其ADF检验结果见表3。

表3说明，残差序列(e)的ADF统计量(一2.519196)大于显著性水平0.01(0.05，0.10)的临界值。因此，可以认为残差序列(e)为非平稳序列，即得出结论：陕西省高等教育规模(LHEDU)与经济增长(LGDP)之间不存在协整关系。

为确保检验的有效性，我们又用Johansen极大似然法对其进行协整检验，见表4。

从零假设H₀:r=0开始，GDP与LHEDU似然率统计量的值为0.186332，低于5％显著性水平的临界值15.41，表明应接受零假设的H₀:r=0。即二者之间不存在协整关系。

三、分析结论

1952-2004年数据的协整分析表明，陕西省高等教育规模与经济增长之间不存在协整关系，即二者之间不存在长期的均衡关系即线性关系。这一结果同现代经济增长理论和人力资本理论的理论预期存在一定的出入。究其原因，可能是陕西省高等教育规模的扩张，尤其是改革开放前的两次人为规模的扩张，并非出于经济发展和高等教育客观发展的结果，更多的是政府基于非经济因素的考虑。陕西高等教育更多的是承担着全国高等教育基地的作用，更多是为全国其他地区培养人才，而非主要为提高本省劳动力资本存量服务。

[责任编辑　卫玲]

作者：师　萍

教育与经济增长研究论文 篇3：

新疆地区中等职业教育与经济增长关系的实证研究

摘 要 通过对当前新疆中等职业院校专业设置与产业结构的协同性进行分析，并运用协整分析及Granger因果检验的方法对新疆及全国2000-2013年中等职业教育投入与GDP之间是否存在着长期稳定的因果关系进行检验分析。研究结果表明，新疆中等职业教育专业设置和招生录取情况与产业布局不匹配；新疆的中等职业教育与地区的经济增长具有长期稳定的均衡关系，中等职业教育对经济发展具有一定的促进作用，且拉动经济的作用高于全国平均水平；新疆与全国的中职教育投入与经济增长均分别互为因果关系。基于此，应提高新疆中等职业教育专业结构与产业结构的匹配度，加强政府引导、提高职业教育社会认可度，改变南北疆职业教育发展不均衡的状况。

关键词 新疆；中等职业教育；经济增长；实证研究

一、引言

国外关于教育与经济发展关系的定量分析研究起源于舒尔茨的“人力资本理论”。舒尔茨之后教育对经济增长关系的定量研究呈现多样性，如丹尼森用经济增长因素法，罗默、卢卡斯等人提出“新增长理论”并建立了诸多模型，阿洪和豪伊特等提出的“内生经济增长理论”，保罗建立多项回归模型。这些量化分析的结果都显示教育在促进生产力发展、技术进步方面发挥着积极的作用，从而带动了经济的增长，或者说，教育投资对长期经济增长具有显著作用[1]。

国内研究者多借鉴人力资本理论、内生经济增长理论的方法说明教育对经济增长的促进作用；也有部分学者对教育与经济的相关性进行量化分析。然而这些研究多是以高等教育为对象，相比较而言，对职业教育的量化研究不够充分，而在职业教育研究中，对中等职业教育的实证分析更少。

近年来，随着丝绸之路经济带建设的推进，新疆职业教育得到了国家的大力扶持，新疆中等职业学校办学规模不断扩大，职业教育也进入快速发展轨道。根据《新疆教育统计年鉴》的数据显示，2013年新疆有中等职业学校176所，其中有27所自治区示范性中等职业学校，24所国家中等职业教育改革发展示范校。

由于新疆属于经济欠发达地区及多民族聚居区，经济发展的不均衡与职业教育资源分布的不均衡同时存在，职业教育还存在着投入少、专业设置与地方产业结构变化不匹配、南疆三地州职业教育发展基础薄弱等诸多问题。而新疆经济发展正处于多重变革之中，需要大量的专业技能型人才，对新疆中等职业教育与经济增长之间的因果关系的研究，有利于政府部门制定相关政策，调整劳动力的供给结构，解决结构性失业的矛盾，这对新疆经济实现跨越式发展、社会繁荣与稳定都具有十分重要的现实意义。

二、新疆中等职业学校专业设置与产业结构的协同性分析

（一）新疆产业规模及结构现状分析

“十二五”期间，新疆经济进入快速发展阶段，国内生产总值稳定上升。从 2006年的3045.26亿元上升至 2013年的8360.24亿元，年均增长速度为15.75%，详见表1。

可知，新疆产业结构不断优化，工业转型升级加快，一二三产业布局总体上呈现积极的变化，2013年新疆国民生产总值8360.24亿元，第一产业所占比重为17.56%，产业贡献率为11.3%，即产业增加值占GDP增加值的比重为11.3%；第二产业所占比重为45.18%，第二产业的产业贡献率为57.7%，第二产业在新疆经济发展中占绝对的主导地位；第三产业占37.3%，与全国第三产业46.09%的比重相比水平较低，产业贡献率为31%，第三产业的整体发展水平相对滞后。

（二）新疆中职教育专业结构与产业结构协调性分析

依据教育部2014年下发的首批与第二批《中等职业学校专业教学标准（试行）目录的通知》中根据产业分类进行专业划分[2]，按照上述标准，根据2014年《新疆教育统计年鉴》及《新疆统计年鉴》的相关数据计算出2013年新疆按三次产业划分的中等职业教育招生数及其比重、三次产业产值及其比重，见表2。由表2可知，新疆中等职业教育专业设置和招生录取情况与产业布局不匹配，第一产业相关的农林牧副渔类招生不足；以加工制造业为主的第二产业的招生人数则严重不足，与产业发展的匹配程度差；以交通运输类、医药卫生类、教育类等为主的第三产业则存在着招生过剩，大大超出第三产业发展的需求，未来的人才供给面临过剩，一定程度上导致第三产业类的中职专业毕业生“就业难”。可见，新疆未来吸纳就业的主要产业是第二产业中的新型工业化产业，目前新疆中等职业教育招生数与产业结构的发展比例不协调，匹配程度不高。

三、新疆中等职业教育投入与经济增长关系的实证分析

（一）变量说明及数据来源

本文用QZGDP代表全国的国民生产总值，用QZT代表全国中等职业教育投入，用XZGDP代表新疆年国民生产总值；用XZT代表新疆中等职业教育投入。为消除异方差和数据的剧烈波动，对序列XZGDP、XZT进行对数化处理，LN表示对应变量的对数，i表示其一阶差分，ii表示其二阶差分。依据《中国教育经费统计年鉴》《中国统计年鉴》及《新疆统计年鉴》中2000-2013年新疆及全国中等职业教育投入、全国及新疆GDP的时间序列数据，采用Eviews6.0软件进行统计分析。

（二）协整性分析

检测非平稳时间序列是否存在长期稳定的协整关系，通常采用协整检验的方法。在对时间系列进行分析时，为解决现实经济中时间序列往往非平稳所带来的“伪回归”问题，可以采用差分使時间序列变化为没有随机趋势或确定趋势的平稳状态。

1.单位根检验—ADF检验

根据协整检验的定义，是否存在协整关系的条件是两变量序列均是同阶单整序列。因此，首先对全国和新疆中等职业教育的各变量分别进行ADF单位根检验，结果如表3、表4所示。由表3数据可见，就全国的数据而言，LNQZT、LNQZGDP、iLNQZT、iLNQZGDP序列在1% 、5%、10% 的显著性水平上都是非平稳的，而iiLNQZT和iiLNQZGDP序列在1% 、5%、10% 的显著性水平上都是平稳的。因此，认为两变量序列LNQZT和LNQZGDP均为二阶单整；表4的数据显示iLNXZT和iLNXZGDP序列在1% 、5%、10% 的显著性水平上都是平稳的，LNXZT和LNXZGDP序列在1%、5%、10% 的显著性水平上都是一阶单整的。

2.协整检验

协整检验的目的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，一次冲击只能使其短时内偏离均衡位置，在长期中会自动恢复到均衡位置[3]。为确定LNQZT、LNQZGDP；LNXZGDP、LNXZT这两组变量之间的协整关系，采用Engle-Granger两步法来对所获得的变量数据开展协整检验。

由上述表3可知，两变量序列LNQZGDP、LNQZT 均为二阶单整， 具有相同的整形阶数， 可以考虑两者之间是否存在协整关系。所以建立协整回归模型如下：

iLNXZGDP=4.171+0.700iLNXZT+E （1）

R2=0.922

R修2=0.915

对残差序列 E 进行 PP 单位根检验， 得检验统计量0.368， 小于显著性水平0.05时的临界值4.341， 可认为估计残差序列E为平稳序列， 表明序列iiLNQZGDP和iiLNQZT具有协整关系。即可以认为全国中等职业教育经费支出和经济增长（GDP）存在有长期的稳定关系，而且两者之间呈现同向变动。因为上述新疆的两个变量序列都是一阶单整， 所以可以考虑两者之间是否存在协整关系，建立回归方程如下：

iLNXZGDP=3.292+0.810iLNXZT+E （2）

R2=0.921

R修2=0.914

对残差序列E采用PP检验，最后获得检验领计量的值为0.385，与显著水平0.05时的临界值4.473相比要小很多，因此此残差序列E是平稳序列，显示序列LNXZGDP和LNXZT具有协整关系，即可以认为新疆中职教育投入和新疆GDP之间存在有同向变动的、长期稳定的关系。

由回归方程（1）、（2）可知 ， 全国中职教育投入每增加 1%， GDP将增长0.7%。这说明全国中职教育投入对GDP增长具有促进作用，但中职教育经费投入对促进GDP的增长作用仍有待于进一步提升；新疆中职教育投入额每增加1%， GDP将增加0.81%。由此可知，新疆中职教育投入对新疆 GDP增长有促进作用，能够带动当地GDP的增长，但对经济增长的整体促进作用仍然较弱。

3.因果关系检验

尽管协整检验结果显示，全国中职教育投入与全国GDP增长、新疆中职教育投入增长与新疆GDP的增长存在长期均衡的关系，并对GDP的增长有促进作用，但并不能就此说明中职教育投入是经济增长的原因，即不能说明二者之间存在必然的因果关系。因此，本文采用Graner因果检验方法对其进行检验。

统计量的 P值都小于 5% （当P值这个统计量检验的概率值小于0.05时，表示因果关系在5%的显著性水平下成立）， 则拒绝原假设。由上表可知，全国中职教育投入与GDP增长、新疆中职教育投入和GDP增长的确存在着因果关系，且这种因果关系是单向的，即中职教育經费投入是促进全国和新疆地区经济增长的因素之一。

四、结论和政策建议

综合实证检验的结果显示，新疆中等职业教育专业设置和招生录取情况与产业布局不匹配，存在着第二产业招生少，第三产业招生过剩的问题；新疆中等职业教育投入的增加与全国一样，能带动GDP的增长，且拉动经济增长的能力高于全国平均水平。目前新疆职业教育的投入产出不成正比，职业教育投入大，但对新疆GDP的拉动效应尚不明显。这也说明教育与其他产业投入的回报期不同，教育投入的经济效益具有一定滞后性。其次，新疆及全国中等职业教育投入与GDP的Granger因果检验结果均显示，中等职业教育投入是带动地区经济增长的因素之一。

基于上述研究结果，提出如下政策建议：

第一，提高新疆中等职业教育专业结构与产业结构的匹配程度。根据新疆丝绸之路经济带建设对新疆的整体布局要求，近几年新疆第二产业依托资源优势，形成了以能源、原材料为主的重型工业结构的资源型产业体系，第二产业增加值逐年增高[4]，需要大量的专业技术人才，而目前新疆以中职教育为主的职业教育在专业设置上与产业匹配程度低，第二产业的技术人才短缺，而第三产业各职业院校重复设置的部分专业存在着一定程度的过剩问题。因此，新疆职业教育的发展应结合产业结构调整和经济发展的实际需要，减少专业重复设置和盲目设置，增强新设置专业的可行性分析和远景规划，注重发展具有地方民族特色的优势产业专业，并做好人才市场预测分析，使专业设置与产业需求相匹配，达到人才培养与市场需求紧密结合，以提高职业教育对地区经济增长的贡献率。

第二，加强政府的引导，提高职业教育的社会认可度。当前的职业教育大部分是非主动选择，因此，招生数量和生源质量难以保证。一方面，大力宣传职业教育的方针政策，树立职业教育就是就业教育的观念，增强“产业发展到哪里，职业教育就服务到哪里”的服务理念，推进校企合作和“订单式”培养，通过职业教育的宣传引导提高新疆少数民族地区尤其是南疆地区民众对职业教育的认同感；另一方面，引导农村劳动力有效转移，促进区域内劳动力的合理配置，提高少数民族职业教育的经济效益。

第三，进一步加大职业教育在南疆的投入力度，改善南北疆职业教育发展不均衡的状况。受资源禀赋和历史、文化等多方面条件的影响，新疆的人口城镇化与经济城镇化发展不协调，从空间分布上来看表现出“北高南低”、“东高西低”的不均衡发展状态，南北疆职业教育也呈现不均衡发展的状况，中职和高职院校主要集中在经济水平发达的天山北坡经济带上，而南疆三地州职业教育资源紧缺，师资力量和教学水平都亟待提高。目前，对口援疆19省市已建立了职业教育援疆长效机制，政府部门应继续加大职业教育的政策支持力度，引导职业教育投入向南疆少数民族贫困地区倾斜，改善南疆职业院校的硬件设施和教学设备，加大减免学费和助学金资助比例，从实际上减轻贫困家庭的经济负担，解决贫困地区发展职业教育的瓶颈限制。

作者：王燕?李秀花?巴合提努尔?牛风君