西部地区中等职业教育与经济增长关系实证研究

 一、引言
　　
　　 目前，我国正处于经济转型时论文联盟http://期，经济发展与产业结构的优化升级对社会提出培养更多具有专业技术劳动力人才的需求。教育是促进人力资本形成的重要因素，二战后英、美、日等国经济快速发展的实践证明，职业教育在经济起飞阶段发挥着重大作用。我国西部地区经济发展比较落后，且与东部差距逐渐拉大，目前的国家西部大开发战略，对劳动力提出了更高要求。研究西部地区中等职业教育与经济增长的相互关系，对于进一步均衡西部地区教育经济发展具有重要意义。
　　
　　 二、理论基础及其相关研究
　　
　　 对教育与经济增长理论的探索经历了一个不断发展深化的过程。罗伯特·j·巴罗将技术进步作为生产要素引入生产函数模型中，证实了技术是进步的因素，实际上进一步从现代经济增长经济学的角度把教育当成经济增长的内生变量，间接证明了教育对经济增长的促进作用[1]。人力资本理论学派的创始人西奥多·舒尔茨对美国教育投资对经济增长的关系作了定量研究，认为人力资本和物力资本都是经济发展不可或缺的生产性投资，人力资本投资的作用大于物力资本，而教育是形成人力资本的重要源泉，能够通过提高人的能力来提高劳动生产率[2]。20世纪80年代兴起的“新增长理论”学派认为，由知识积累和人力资本积累引起的技术进步是经济增长的重要源泉，科学技术在经济发展中发挥着重要作用。WWw.11665.CoM教育不仅发挥着强大社会经济功能，而且具有智力投资的经济效用[3]。
　　 一直以来，国内外学者都对职业教育与经济增长的关系进行了大量研究，尽管采用不同的计算模型对各个时期进行的具体估算与分析，但结果都证明教育是经济增长的重要因素，对经济增长具有较大的贡献率。明塞尔对世界各国教育对经济增长的贡献率进行了核算，认为受教育年限每增加1年则收益增加5%~15%[4]。罗对98个国家1960~1985年间教育与经济增长率之间的关系进行了回归分析，认为教育与经济增长的相关系数为0.73[5]。曼奎计算出教育对一些国家经济增长的贡献率为22.3%[6]。
　　 叶茂林测算出我国教育对国民收入的贡献率为31.17%[7]，胡永远测算为8.7%[8]，崔玉平测算为8.84%[9]。姚益龙、林相立对广东、上海和浙江3省市教育对经济增长的产出弹性系数和教育对经济增长的贡献率进行测算发现，3个省市的教育对经济增长皆有积极作用[10]。郭新华、于骁王月的分析结果表明，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[11]。吴文辉的研究表明，湖南高职教育在1990~2008年间对经济增长的贡献率较其他各级教育偏低[12]。杨毅、谭界忠用改进模型计算出，2001~2008年我国中等职业教育对经济增长的贡献率为0.088%，认为我国教育尤其是职业教育对经济增长的贡献率偏低[13]。王培俊、王立平研究认为，我国职业教育经费投入以及职业院校毕业生人数与区域经济增长之间存在较为显著的正相关性[14]。基于对1998~2007年数据的验证表明，我国职业教育与经济增长之间不仅存在长期稳定的均衡关系，而且呈正相关，职业教育发展是经济增长的原因[15]。刘晓明、王金明通过分析浙江省2001~2009年高等职业教育对经济增长的贡献率得出，高等职业教育能够积极推动浙江省经济增长[16]。
　　 通过对相关文献的梳理可以发现，已有研究成果主要集中在对高等教育、高等职业教育对经济增长的关系研究，对中等职业教育的研究不足。《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020年）》明确指出，发展中、高等职业教育是推动经济发展、促进教育、改善民生、解决“三农”问题的重要途径，是缓解劳动力供求结构矛盾的关键环节，必须把中、高等职业教育摆在更加突出的位置。中等职业教育对经济社会发展很重要，特别是在经济发展比较落后的西部地区，关注中等职业教育与经济的关系更是一个不可忽视的问题。本文拟对我国西部地区1990~2009年的中等职业教育发展与经济增长关系进行实证研究，并根据研究结论提出相应的政策建议，以实现西部地区中等职业教育与经济的均衡发展。
　　
　　 三、指标的选取与分析
　　
　　 （一）数据来源与指标选取
　　 本文选取我国西部地区11个省、1个直辖市1990~2009年的数据作为样本。数据来源于历年《中国统计年鉴》，其中2006年的西部地区从业人数在当年统计年鉴上没有，通过对2006年的平均增长率进行测算得到。模型选择以地区生产总值（gdp）为因变量，中等职业教育毕业生数（byrs）、劳动资本投入（cyrs）、固定资产投入（gdtz）为自变量。通过eview6.0软件，画出各地区gdp与byrs，cyrs以及gdtz的散点图，可以发现gdp与byrs、cyrs以及gdtz间存在一定的线性关系。
　　 （二）西部地区中等职业教育与经济增长的实证分析
　　 1.单位根检验
　　 时间序列计量分析需要样本是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。单位根检验采用adf检验法，单位根检验的最佳滞后阶数由eviews 6.0按照aic（akaike information criterion）准则确定，使aic值越小的滞后阶数越佳；依据原变量和差分变量的趋势图确定各自具体的检验类型，即是否带截距项或趋势项。通过adf单位根的检验结果表明，变量ingdp、inbyrs、incyrs、ingdtz水平序列的adf值在10%的显著性水平上均大于各自的mackinnon临界值，不能拒绝单位根假设；通过一阶差分后，dingdp、dinbyrs、dincyrs、dingdtz的adf值均小于20%显著性水平下的mackinnon临界值，应拒绝单位根假设。因此，ingdp、inbyrs、incyrs、ingdtz是非平稳时间序列，一阶差分后平稳，从而满足进行协整检验的前提条件，可以开展它们之间是否存在长期均衡关系的协整检验。
　　 2.协整检验
　　 协整理论是研究非平稳时间序列变量的一个强有力的理论工具，它使刻画非平稳时间序列变量之间的平稳关系成为可能。协整检验有两种基本方法：一是engle-granger两步检验法，其只能检验两变量协整关系的存在性；二是johansen协整检验法(即jj检验法)，这是一种采用极大似然估计法检验多变量之间协整关系存在性的方法。由于johansen协整检验法是一种以var模型为基础、具有良好的小样本特性并被广泛运用的多变量协整检验方法，所以本文采用johansen协整检验法对各变量之间协整关系的存在性进行检验。由于johansen协整检验法对于滞后阶数的选取十分敏感，所以在进行johansen协整检验之前应该合理确定协整检验的最优滞后阶数，而johansen协整检验的最优滞后阶数比无约束var模型的最优滞后阶数小1。基于选取尽可能较大滞后期的原则，依据滞后期长度标准确定无约束var模型的最优滞后期。lr、aic、sc三个评价指标上建立var（3）模型，即var模型的最优滞后阶数应为3阶，见表1。基于此，可以确定johansen协整检验的最优滞后阶数应为2阶。根据各变量adf单位根检验结果，可以选定johansen协整检验类型应为：协整方程具有截距项，但不含时间趋势项。在以上设定的基础上，可得到johansen协整检验的轨迹统计量检验和最大特征值统计量检验的结果，见表2、表3。可见，在1990~2009年间，ingdp、inbyrs、incyrs、ingdtz之间存在协整关系，即长期稳定的均衡关系，以ingdp为被解释变量的标准化协整方程如下：