论文国际比较视野下我国高等教育对经济增长的贡献，本文是经济增长类毕业论文提纲范文与经济增长和国际比较视野和国高等教育有关电大毕业论文范文.
胡德鑫
（清华大学,北京100084）
摘 要：以丹尼森因素分析法作为理论基础,在柯布-道格拉斯生产函数的基础上,对我国高等教育对经济增长的贡献进行测算.结果表明,1996-2014 年我国劳动投入弹性系数为0.44,高等教育对经济增长的直接贡献率为1.82%；直接贡献额由1996 年的60.49 亿元增长到2014 年的271.28 亿元,年均增长率为8.69%；与发达国家相比,我国高等教育对经济增长的贡献偏低.通过劳动力受高等教育比例、高等教育普及化程度、人均受高等教育年限年增长率、公共投入占GDP的比例、研究与开发经费占GDP比例等5 项指标与美、英、法、德、日等发达国家的比较,可以了解我国高等教育对经济增长贡献偏低的原因,从而更好地推动高等教育的变革与创新,更好地促进经济的发展.
关键词：高等教育；经济增长；贡献率
中图分类号：G646 文献标识码：A 文章编号：1674-5485（2017）09-0041-06
一、引言
自1776 年英国经济学家亚当·斯密（AdamSmith）的《国民财富的性质和原因的研究》一书正式问世以来,经济增长问题的研究占据着越来越重要的位置.20 世纪60 年代舒尔茨等创立人力资本理论,其认为人力资本是促进经济增长的重要因素,而通过教育能够增加劳动者的人力资本,从而推动经济的发展.20 世纪末随着知识经济时代的到来,教育尤其是高等教育成为经济增长的主要推动力,因此全球众多的专家学者开始关注高等教育对经济增长的贡献研究,以便为本国经济发展注入新的活力及提供有益的借鉴.
美国经济学家舒尔茨（Thodore W. Schults）基于美国的统计数据,利用余数分析法计算1929-1957年美国教育对经济增长的贡献,表明教育投资对经济增长的贡献最大,教育对经济增长的贡献率为33%,其中小学、中学、大学投资收益率分别为11%、10%和15%.具有“经济核算之父”之称的美国经济学家丹尼森（Edward Fulton Denison）依据教育程度的提高占总的劳动投入量的比例来分析美国教育对经济增长的贡献,把1909-1929 年、1929-1957 年美国的实际经济增长率分解到各个因素中去,结果显示教育年限增加这个因素所占百分比1909-1929年为12%,1929-1957 年增长到23%,大约占国民收入增长率的四分之一.我国经济学家厉以宁最早开始教育对经济增长贡献的研究,他在1980 年的《论教育在经济增长中的作用》和1978 年的《技术教育和资本主义工业化：西欧和美国技术力量形成问题研究》等文章中分析了教育在促进一国经济增长和提高经济增长率中的重要作用.［1］此后崔玉平、叶茂林、胡永远、杭永宝等学者对我国及世界教育对经济增长贡献进行了测算与研究,我国教育对经济增长贡献的研究逐步走向成熟.
二、数据模型与数据来源
经济增长理论主要经历了古典经济学、新古典经济学、内生经济增长模型和制度经济学四个阶段.其中内生经济增长理论是由新古典经济模型发展而来,但内生经济增长理论的突破在于放松了新古典经济增长模型的假设限制,并将人力资本、研究与开发、政府支出、技术进步等相关变量内在化.内生经济增长理论为教育以及高等教育对经济增长贡献的计量奠定了理论基础.［2］但是,教育投入能否被直接放入生产函数中有待商榷,教育并不内生于经济系统中,但对经济的增长又产生重要影响.教育主要通过科学知识形态生产力的再生产和劳动者劳动能力的再生产间接提高社会生产效率,从而促进经济的增长.各国专家用于教育对经济增长贡献的计量方法有所不同,其中舒尔茨的余数分析法、丹尼森的经济增长因素分析法和斯特鲁米林的劳动简化系数法是三种最常见的计量方法.
国内外学者计算教育对经济增长的方式有所不同,但其共同之处是寻求劳动简化比,即计算不同教育程度劳动者对经济增长贡献的比例.美国经济学家丹尼森、国内崔玉平教授等利用柯布—道格拉斯（Cobb-Dauglas）生产函数测算教育对经济增长贡献率是目前主流核算的方法.美国经济学家保罗·道格拉斯（PaulH. Douglas）和数学家柯布（C.W.Cobb）探讨投入与产出的关系时创造出了柯布—道格拉斯生产函数.柯布—道格拉斯生产函数的基本公式为：Yt 等于At K αt B βt ,其中α+β等于1,α 为产出的资本投入弹性,β 为产出的劳动投入弹性.Y 为工业总产值,At是综合技术水平,L 是投入的劳动力数,K 是投入的资本.加入时间要素t,并将L 分解为教育投入E 与劳动力投入L 的乘积,［3］结合人力资本理论可得到以下模型：Yt 等于At(L0 t Et)β K αt ,两边取自然对数,再对时间t 求全导数,将微分方程用差分方程近似替代,则有公式：y 等于a +αk +β10 +βe ,设教育对经济增长贡献率为Re：Re等于β×e/y,其中β 为产出的劳动投入系数,e 为教育年增长率,y 为经济年均增长率.
本研究的数据来源为《中国统计年鉴》（2015）、《中国教育统计年鉴》（2015）、《中国劳动统计年鉴》（1997-2015）、国际统计年鉴（2014）和世界银行世界发展指标（WDI）数据库,通过计量经济学软件包Eviews 6.0 进行数据处理.
三、高等教育对经济增长贡献率与贡献额的测算
（一）劳动投入弹性系数β 的确定
劳动投入弹性系数β 的确定方法主要有三种：第一种是投入量比例法,其方法是用劳动投入量与总投入量之比作为劳动产出的替代物,这种方法计算较为简单,但缺乏科学性,一般很少采用.第二种是在充分竞争市场前提下,企业以追求自身利益最大化为目标,劳动力的工资率与其边际产品相等.劳动对产出的弹性就是工资总额占国民收入的比例,这是西方学者普遍采用的计算方法.麦迪逊用此方法计算的β 系数为0.7.［4］第三种是时间序列回归法.本文主要采用第三种方法,首先对柯布—道格拉斯生产函数两边取对数,构建线性回归模型：
lnY 等于lnAt +αlnKt +βlnLt +ε
其中ε 为随机扰动项,在本文中存在两个假设,一是规模报酬是不变的,二是At 是常数,即α+β等于1,β等于1-α,因此上边的公式可变为：
ln(Yt /Lt)等于lnAt +αln(Kt /Lt)+ε
Y 表示国内生产总值GDP,K 为固定资本存量.消除因素的影响,需将当年GDP 的转变为不变,t 年不变的GDP 为t 年按可比计算的GDP 与基年GDP 值的乘积除以基年按可比计算的GDP,1990 年为基年；固定资本存量K 采用永续盘存法进行测算,其公式为：
Kt 等于Kt -1(1-δ)+It .折旧率δ 为5%,Kt 为当年固定资本存量净值,Kt-1为上年固定资本存量,It为当年可比价的固定资产投资.据上述公式算出可比价的GDP与固定资本存量.劳动力投入L 采用的是历年年底就业人数.
上面的公式是双对数模型,可用Eviews 6.0 软件对其参数进行OLS 估计.经济时间序列如果是非平稳的,会导致伪回归的出现从而降低模型的信度,因此首先要对各个变量进行平稳性的检验,检验结果表明：Ln（Y/L）、Ln（K/L）的原序列和一阶单整序列,全部大于临界值,即序列是不平稳的；二阶差分后两变量的ADF 值在5%、10%的显著性水平下,全部小于临界值,序列平稳,故两变量为二阶单整序列（见表1）.
对模型进行回归可得：
ln（Yt/Lt）等于-0.618399+0.630472ln（Kt/Lt）
（-82.81）***（98.84）***
R2等于0.997754 F等于9971.075
P等于0.000000 D-W等于0.356726
***表示在1%显著性水平下通过检验,Durbin-Watson 检验值介于0-4 之间,进行粗略检验,可以认为D-W值越接近0,数列存在正向自相关；D-W值越接近4,数列存在负向自相关；D-W值越接近2,表明数列无自相关.D-W的值为0.356726,说明数列存在自相关.模型自相关的修正主要有三种方法：第一种方法为Durbin 两步法；第二种为广义差分法；第三种为Cochrane- Orcutt 迭代法.本文主要通过Cochrane-Orcutt 迭代法进行自相关的修正（见表2）.
同时,对其修正后残差的单位进行检验（见表3）.
由表3 可见,残差单位根在1%的显著性水平下通过了检验,其模型为：
ln（Yt/Lt）等于-0.553982+0.574837ln（Kt/Lt）+1.292038AR（1）-0.420298AR（2）
原可决系数R2 为0.997754,调整后的可决系数R2为0.999377,说明模型整体效果较好,同时D-W 值为1.617322,接近2,表明修正后的模型也消除了自相关.由此可知,资本投入弹性系数α 为0.5748,则劳动投入弹性系数β等于1-α等于0.4352.表明在其他因素不变的情况下,我国劳动投入每增加1 个单位会带来GDP 增长0.4352 个单位,我国资本投入每增加1个单位的数量会带来GDP 增长0.5748 个单位.
（二）各层级受教育人员人均受教育年限及教育综合指数
基于数据的可得性,计算1996 年至2014 年我国各层次受教育者对经济增长的贡献.查阅《中国劳动统计年鉴》获得1996 年和2014 年我国各层次受教育者的就业人员构成（见表4）,并据此分别计算1996 年和2014 年我国各层次受教育者的受教育年限（见表5）.
教育综合指数指的是各层级受教育人员的人均受教育年限与各层级受教育人员对应的劳动简化比率.教育综合指数（E）的公式为：E 等于ΣXi Si,X指的是各层级受教育人员的人均受教育年限,S 为各层次受教育人员对应的劳动简化比率,i 为某一特定的受教育层次.计算人均教育综合指数,首先要确定不同劳动程度的劳动者的劳动简化率.目前主要有三种不同的方法,本文采用的是西方的丹尼森工资收入法.即根据不同受教育层次的劳动者的不同工资收入差距并结合相关经验做不同程度的折算,得到的结果虽然有所不同,但均在合理范围之内.崔玉平把受教育程度划分为初等、中等和高等,其劳动简化系数分别为1、1.4 和2.［5］杭永宝把受教育程度划分为小学、初中、高中、大专、本科及以上等五个等级,其劳动简化系数分别为1、1.28、1.38、1.81 和2.2.［6］本文主要采用杭永宝的劳动简化系数,目前我国受教育程度为研究生的劳动者的比例仅为0.017%,占总体的比重十分小,为方便计算,把其归入到本科层次计算教育综合指数.
1996 年我国各层级受教育人员人均教育综合指数E0等于5.214×1+1.548×1.28+0.423×1.38+0.084×1.81等于7.93122；2014 年我国各层级受教育人员人均教育综合指数E1等于5.889×1+2.399×1.28+0.998×1.38+0.482×1.81+（0.270+0.017）×2.2等于11.84078.
（三）各层级受教育人员教育综合指数增长率及人均受教育年限增长率
采用几何平均法计算1996 年、2014 年我国教育综合指数增长率及人均受教育年限增长率,其公式为：
计算结果为：E等于（11.84078/7.93122）1/18-1等于0.0225.其中受教育层次为小学的人均受教育年限年均增长率为（5.889/5.214）1/18- 1等于0.0068；受教育层次为初中的人均受教育年限年均增长率为（2.399/1.548）1/18-1等于0.0246；受教育层次为高中的人均受教育年限年均增长率为（0.998/0.423）1/18-1等于0.0488；受教育层次为大专及以上的人均受教育年限年均增长率为［（0.482+0.270+0.017）/0.084］1/18-1等于0.1309.根据丹尼森余数计算法来估算教育对经济的贡献,各层次教育水平至少可以解释60%.［7］故本文采用0.6 计算我国1996 年至2014 年教育投入年增长率,即e等于E×0.6等于2.25%×0.6等于1.35%.
（四）我国GDP 实际年均增长率计算
《中国统计年鉴》显示,1996 年我国GDP 指数为554.9,2014 年GDP 指数为2823.2,采用几何平均法计算,1996 年至2014 年我国GDP 实际年均增长率为（2823.2/554.9）1/18-1等于0.0946（见表6）.
（五）我国高等教育对经济增长贡献率与贡献额关于劳动投入弹性系数β 的确定,学术界对此尚没有统一的标准.［8］1962 年美国经济学家丹尼森根据美国的现实状况,测算劳动投入弹性系数β 为0.73,1987 年美国经济学家麦迪逊测算的劳动投入弹性系数β 为0.7,我国经济统计部门普遍把劳动投入弹性系数β 确定在0.4-0.8.本研究中劳动投入弹性系数β 的计算结果为0.4352.因此我国教育对经济增长贡献率计算结果为：Re等于β×e/y等于0.4352×1.35%/0.0946等于6.211%.同时计算我国高等教育对经济增长的贡献率.首先计算高等教育占年均指数增长率百分比：E0等于5.214 × 1 + 1.548 × 1.28 + 0.423 × 1.38等于7.7791；E1等于5.889×1+2.399×1.28+0.998×1.38等于10.3370；e等于（10.3370/7.7791）1/18- 1等于0.0159等于1.59%,（2.25%- 1.59%）/2.25%等于29.33%；最后计算高等教育对经济增长的贡献率为5.435%×33.17%等于1.822%.
由上面的结果可知,我国1996 年至2014 年国内GDP 年均增长率为9.46%,其中教育对经济增长的贡献率为6.21%,高等教育对经济增长的贡献率为1.82%.可见我国教育及高等教育对经济增长的贡献率是比较低的.计算1996 年至2014 年我国教育及高等教育对经济增长的贡献额,可以看出1996 年至2014 年我国教育以及高等教育对经济增长贡献额总体上呈增长趋势,其中教育对我国经济增长的贡献额由1996 年的206.41 亿元增长到2014 年的925.64 亿元；高等教育对我国经济增长的贡献额由1996 年的60.49 亿元增长到2014 年的271.28 亿元,年均增长率为8.69%,说明高等教育对我国经济发展所起的作用越来越大（见表7）.
四、国际比较研究
为了进一步分析我国高等教育对经济增长的贡献,本文进行了相关的国际比较研究（详见表8）.从表8 可以看出,美国教育对经济增长的贡献为14.61%,这与美国高度重视高等教育发展、加速高等教育普及化、加快科研成果的转化是密切相关的.根据美国社会学家马丁·特罗的高等教育三阶段论,早在1940 年美国高等教育毛入学率就达到了16%,是世界上最早进入高等教育大众化的国家.
我国GDP 年均增长率为9.46%,远高于其他国家,但高等教育对经济增长贡献率却仅有1.82%,仅为美国的1/9,英国的1/5,法国的1/6,说明我国粗放式经济发展方式未根本改变,内涵式经济发展模式有待加强,要通过提高生产要素的质量和利用效率来实现经济增长；同时据调查显示,我国的科技转化率仅为10%,远低于发达国家的40%的水平,高等教育产学研的优势并未充分发挥.
本研究通过劳动力受高等教育比例、高等教育普及化程度、人均受高等教育年限年增长率、公共投入占GDP 的比例、研究与开发经费占GDP 比例等5 项指标来分析我国高等教育对经济增长贡献率偏低的原因.第一,我国受高等教育劳动力所占比例仅为20%,远低于其他五国,我国人力资源的优势未充分发挥出来,亟需由人力资源大国向人力资本强国转变.第二,根据马丁·特罗的高等教育精英（15%以下）、大众（15%-50%）、普及（50%）三阶段论,仅有我国与德国还处于高等教育大众化阶段,而美国、日本、英国、法国已经步入普及化阶段,美国甚至已经高达80.9%.第三,从人均受高等教育年限年增长率来看,我国年增长率仅为1.35%,这与我国高等教育发展速度较为缓慢是分不开的.当然,自1999 年高校扩招以来,由于扩招过快,教育质量的下滑,基础设施的不足,学历贬值严重,2012 教育部发布《全面提高高等教育质量的若干意见》叫停了长达13 年的本科扩招,［9］因此我国在促进高等教育发展的同时,也要加强高等教育管理体制改革,注意高等教育与经济、社会协调发展,相互促进.［10］第四,我国公共投入支出占GDP 的比例较低,仅高于日本.2012 年我国财政性教育经费才达到4%,而世界平均水平为4.9%,发达国家为5.1%,欠发达国家为4.1%,［11］可见我国不仅未达到世界平均水平,与世界欠发达国家都有所差距.第五,研究与开发（R&D）经费投入是衡量一个国家科技水平和科研实力的重要指标之一,据联合国教科文组织（UNESCO）调查显示,工业化高级阶段R&D 经费投入强度应为2.0%,工业化中等阶段R&D 经费投入强度应为1.5%-2.0%,工业化初级阶段R&D 经费投入强度应为1.5%以下.［12］我国研究与开发（R&D）经费占GDP 比例仅为1.47%,尚处于工业化初级阶段,但我国工业化发展已处于中高级阶段,因此我国研究与开发（R&D）经费投入明显偏低,加大研究与开发（R&D）经费投入势在必行.
五、结论与讨论
我国1996 年至2014 年国内GDP 年均增长率为9.46%,高等教育对经济增长的贡献率为1.82%,可见我国高等教育对经济增长的贡献率是比较低的.同时1996-2014 年我国高等教育对经济增长贡献额总体上呈增长趋势,直接贡献额由1996 年的60.49 亿元增长到2014 年的271.28 亿元,年均增长率为8.69%,说明高等教育对我国经济发展所起的作用至关重要.同时通过劳动力受高等教育比例、高等教育普及化程度、人均受高等教育年限年增长率、公共投入占GDP 的比例、研究与开发经费占GDP 比例等5 项指标与发达国家的比较来分析我国高等教育对经济增长贡献偏低的原因,也形成一个共识：我国必须大力发展高等教育,培养大批具有科学文化素养的符合社会发展需求的各行各业人才,实现由人力资源大国向人力资本强国的转变.我国在《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020 年）》中也明确指出：把教育放到优先发展的战略地位,实施科教兴国和人才强国战略,要对学科布局、专业设置、教学方法进行改革,引导高等学校适应就业市场和经济社会发展需求,努力发挥教育在生产力的提高和经济增长中的作用.与发达国家比较分析的结果表明我国在人力资本的开发、高等教育招生与管理体制的改革、经济发展方式的转变、产学研一体化的推动、财政性教育经费的投入、R&D 经费投入等方面亟待加强与改善,只有这样才能促进高等教育规模与质量的协调发展,培养更多的高质量、多样化的创新型人才,进而改变我国粗放式经济发展模式,走内涵式发展之路.
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（责任编辑：于翔；责任校对：徐治中）
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