教育投入結構、產業結構與經濟增長質量

/教育投入結構、產業結構與經濟增長質量【摘要】我國教育財政投入已進入“后4％時代”，優化教育投入結構，提高其與產業結構的匹配度，是教育提升經濟增長質量的重要前提。在厘清教育投入結構及其與產業結構交互作用影響經濟增長質量的基礎上，以全要素生產率及其構成表征經濟增長質量進行實證研究。研究結果表明：偏向高等教育的教育投入結構顯著提升了經濟增長質量，對全要素生產率及技術效率產生了正向影響；然而，我國目前的產業結構卻抑制了經濟增長質量的提高，對全要素生產率及技術效率和技術進步均產生了負向影響；教育投入結構與產業結構的交互作用對經濟增長質量的影響不顯著。因此，為發揮教育投入對經濟增長質量的促進作用，應持續優化教育投入結構，通過教育投入引導創新型人才和高技術高技能人才的培養，滿足產業結構轉型升級對不同層級人力資本的需求。【關鍵詞】教育投入結構；產業結構；經濟增長質量；交互作用；固定效應模型

一、引言 中國已經成為全球第二大經濟體，GDP總量由1978年的3000多億元增長到2022年的120多萬億元，但與此同時，也出現了產業結構演進緩慢、生態環境惡化以及貧富差距擴大等問題，在經濟發展取得巨大成就的背后，存在著經濟快速擴張帶來的各種不均衡[1]。從經濟增長的驅動因素來看，改革開放前幾十年，要素投入是拉動經濟增長的主要因素，由教育投入形成的人力資本對增長及增長質量的貢獻有限[2]。 我國經濟增長已逐步進入增速放緩、結構調整的“新常態”，為規避陷入“中等收入陷阱”的風險，保持經濟的持續增長，提高經濟增長質量是必然要求。黨的二十大報告明確指出，要堅持以推動高質量發展為主題，著力提高全要素生產率，推動經濟實現質的有效提升和量的合理增長。在新的經濟發展階段以及復雜經濟發展環境下，高質量增長面臨多重約束，要突破傳統發展模式，提高經濟增長質量，必須深刻檢視包括教育投入在內的影響增長質量的諸多因素，科學制定和完善經濟增長的激勵政策。 教育投入是影響經濟增長質量的重要因素。當前，我國各級政府將教育發展提升到了前所未有的高度，持續增加教育投入，為實施科教興國、人才強國、創新驅動等發展戰略提供財力支持，助力高質量增長。然而，教育投入要達到預期的增長效應不但取決于投入總量，還與教育投入在不同層級、不同類型教育間的分配密切相關，若教育投入只鼓勵教育的外延式擴張而忽略結構優化，可能極大制約教育發展的增長效應。因此，要制定合理的教育投入政策，提高經濟增長質量，有必要科學認知教育投入結構的增長質量效應。本文從教育投入結構、產業結構及兩者的交互作用角度，探究其對經濟增長質量而非增長本身的影響，為制定教育強國、高質量發展的激勵政策提供參考。 二、文獻綜述 經濟增長是數量與質量的統一，對增長質量的研究是增長理論的拓展和深化。20世紀70年代，科內爾(1971)開啟了經濟增長質量的研究，提出“和諧增長”概念，從“人文”和“物質”兩個方面討論增長質量的內涵，研究的具體問題涉及消費、收入分配、教育、經濟結構、生產技術和資源利用等12個方面[3]。卡馬耶夫(1977)將增長質量定義為“產品質量的提高、生產資料效率的提高、消費效果的增長”[4]。Thomas(2000)認為增長質量是增長的關鍵，包括機會的分配、環境的可持續性、全球性風險管理以及治理結構等[5]。Barro(2002)指出增長質量應包括受教育水平、預期壽命、健康狀況、法律和秩序發展的程度、收入不平等等[6]。20世紀90年代中期開始，國內關于經濟增長質量的研究逐漸增加，從影響因素、增長過程和增長結果等方面研究增長質量[7-8]。 廣義的增長質量實際上已大致揭示了增長質量的變化過程及其影響因素。在經濟增長的初期階段，物質資本的稀缺性導致其對經濟增長的邊際貢獻較高，過度倚重于企業固定資產投資的增長容易導致不良資產、高能耗和環境污染[9]，同時也可能引發企業投資波動與經濟增減波動的疊加效應，破壞增長的穩定性[10]。郎麗華和周明生(2012)將我國改革開放之后30多年的經濟增長描述為“高投入、高能耗、高物耗、高污染、低效率”，要素投入拉動的增長顯著降低了增長質量[11]。郝穎等(2014)研究發現企業投資活動對增長質量的影響與地區經濟規模、發展水平和企業屬性有關[12]。 基于人力資本理論和增長理論，關于教育投入影響經濟增長質量的研究逐漸豐富①。一般認為由教育形成的人力資本積累和技術創新外溢可以有效促進增長質量的提高[13-14]。詹新宇和劉文彬(2019)通過構建雙向固定效應模型，研究發現財政性教育投入對經濟增長質量的影響顯著為正[15]。楊萬平等(2020)基于EBM距離函數和DEA模型，將非徑向投入導向型方向性距離函數與Luenberger生產率指數相結合，研究發現教育投入對以綠色全要素生產率表征增長質量的影響呈現出中部高、東西部低的格局[16]。Benhabib&Spiegel(1994)、張玉鵬和王茜(2011)等研究也得出了教育投入增加能夠顯著提升全要素生產率的結論[17-18]。張長征和李懷祖(2006)認為教育公平有助于促進社會與經濟的和諧發展，提高增長質量[19]。 關于教育投入影響經濟增長質量的研究結論實際上也存在一些爭議[20]，王善邁(1996)認為教育投入對經濟增長的作用會因教育人才結構與產業結構的匹配度不同而呈現差異[21]。紀雯雯和賴德勝(2015)認為若政府對不同層次教育的投入比例失衡，會負向影響產業結構的升級路徑，不利于提高增長質量[22]。閔維方(2017)認為當產業結構由勞動密集型向資本密集型轉變時，教育投入結構應該偏向于培養具有更高知識技能水平的勞動力，促進產業結構轉型升級[23]。陳晉玲和張靖(2019)研究發現東部地區高等教育形成的人力資本對產業結構升級的促進作用更大，有利于經濟結構的轉型升級[24]。Gemmell(1996)利用跨國樣本數據，研究發現發達國家高等教育投入對經濟增長的促進作用明顯高于發展中國家，原因在于教育投入結構與產業結構匹配度差異[25]。Petrakis&Stamatakis(2002)也得出了相似的結論，認為教育投入與產業結構的匹配度越高，對經濟增長的促進效應越顯著[26]。 已有研究通常僅單獨討論教育投入、產業結構對經濟增長質量的影響，關注二者交互作用對增長質量影響的研究相對較少。相較之下，本文可能的創新之處在于從教育投入結構而非投入總量角度探討教育的經濟增長效應，同時將教育投入結構與產業結構納入同一研究框架，考慮兩者產生的交互作用對增長質量的影響，在追求高質量增長的政策導向下，探討教育投入與增長質量的非線性關系。 三、理論分析 人力資本是教育投入影響增長質量的主要路徑，即可以通過增加人力資本存量提高勞動生產效率促進經濟增長，也可以通過提高研發水平促進技術進步和科技創新，甚至還可以通過與其他生產要素形成互補效應促進經濟增長[27]。經典理論認為教育投入可以通過影響勞動力的人力資本水平影響其邊際產出，從而節約勞動力要素投入，提高產出水平。內生增長理論將人力資本納入增長模型，認為由于人力資本可以產生知識溢出效應和“干中學”效應，是推動產品和技術創新的內生動力，可以保持經濟的穩定增長。教育投入是人力資本最重要的投資方式，通過形成人力資本積累驅動經濟高質量增長，以高等教育為例，其職能兼具人才培養和科學研究，對高層級人力資本形成和科技創新產生直接的推動作用。 嚴格假定下，教育投入與經濟增長質量正相關，但是教育投入產生的增長質量效應與教育投入結構、教育制度、人才培養模式等因素密切相關，尤其教育投入結構與產業結構的匹配程度是影響其增長質量效應的主要制約因素。不同層級和不同類型教育投入所形成的人力資本存在顯著差異，由教育投入結構決定的教育類型和層級安排是決定人力資本結構的基礎，也是產業結構轉型升級的前置條件。在以公立教育為主的國家，如果政府對產業結構調整具有準確預期，則可以通過財政性教育投入偏向引導教育發展趨勢，降低適應新型產業結構的人力資本成本，提高經濟增長質量。在產業結構向更高層級轉型的過程中，如果受教育投入結構錯位的影響，或者因教育投入結構和人力資本結構調整具有的滯后性，若勞動力供給主要以未受過高等教育或職業技能培訓的勞動者為主，那么教育投入結構與產業結構不匹配可能導致人力資本稀缺或過度教育，無法解決產業發展對人力資本的需求，從而降低生產要素的配置效率，教育財政投入也因無法彌補有效人力資本供給不足而不能充分發揮對增長質量的正向促進作用。 四、實證研究 (一)指標選擇 1.被解釋變量：全要素生產率、技術效率和技術進步 根據對經濟增長質量不同的定義，可以構建綜合性指標對其進行評價。比如，從要素生產效率、經濟增長率、產業結構、消費水平、自然資源的有效利用率、企業競爭力等角度評價增長質量；也可以從產品和服務的品質角度定義增長質量，滿足社會需求能力越強的經濟，增長質量越高，包括持續的增長、投入產出效率、經濟結構優化、質量標準和社會福利水平等[28]。朱方明和賀立龍(2014)認為增長質量是指一定時期內新增加的經濟活動及其成果的質量，可從投入要素的質量、經濟活動過程的質量、經濟成果的質量和環境質量四個維度進行考查[29]。葉初升和李慧(2014)基于阿馬蒂亞·森的“可行能力”理論，認為增長質量的提升體現為由增長帶來的“可行能力”的提高[30]。以上研究均可成為構建經濟增長質量評價指標的依據。 經濟增長質量的綜合評價指標雖然可以全面體現增長質量的不同構成，但不利于進行理論和實證層面的因果關系分析。由于本文主要關注經濟增長質量，依據新古典經濟增長理論，將生產要素之外其他影響經濟增長的因素歸總為全要素生產率。在相同的要素投入水平下，全要素生產率越高，經濟產出越大，因此全要素生產率是評價增長質量的有效指標之一。蔡躍洲和付一夫(2017)認為經濟增長質量主要體現為全要素生產率，包括要素配置效率、技術效率等[31]。雖然僅用全要素生產率評價增長質量具有一定的片面性，但實際上全要素生產率提高可以影響經濟增長質量的其他方面，比如生態環境、社會福利、收入分配等。鑒于此，本文以全要素生產率表征經濟增長質量(tfp)。 全要素生產率測算方法包括索洛余量法、隨機前沿函數法和數據包絡分析法。為反應全要素生產率的結構，本文使用DEA-Malmquist指數法測算全要素生產率，并將之分解為技術效率(eff)和技術進步(tech)，以便實證分析對全要素生產率不同構成部分的影響。 Malmquist指數測算從t到t+1期TFP的變動情況，計算公式為： 其中，x代表要素投入，y代表產出。產出是指以1999年為基期測算的實際GDP，投入要素以固定資本存量(K)和勞動投入(L)衡量，其中K以1999年為基期，借鑒張軍等(2004)的方法計算[32]，L為各省年末從業人員數量。當Malmquist指數大于1時，意味著全要素生產率較前一期得到了提升，即經濟增長質量提高，反之則意味著增長質量下降。 2.核心解釋變量：教育投入結構、產業結構及兩者的交互項 (1)教育投入結構。教育投入結構涉及的教育類型包括高等教育、基礎教育和職業教育，借鑒劉新榮和占玲芳(2013)的研究定義教育投入結構變量(str)[33]，采用預算內生均教育經費支出(地方普通高等學校)作為高等教育投入的代理變量，預算內生均教育經費支出(地方普通中等學校和地方普通小學)來作為基礎教育投入的代理變量，預算內生均教育經費支出(高職高專學校、技工學校等)來作為職業教育投入的代理變量。計算公式如下： (2)產業結構。產業結構體現的是生產要素在不同產業間的配置，要素配置效率直接影響了產業的全要素生產率即增長質量。產業結構升級通過重置生產要素、技術進步外溢以及多樣化分工等方式影響經濟增長質量[34]，當且僅當生產要素由低效率產業流向高效率產業時，才能保證全要素生產率提高[35-36]。多樣化分工和多部門協同的產業結構能最大限度發揮整體生產效率，提高規模效率，實現增長質量的提升。但是產業結構演進與增長質量并不一定呈現嚴格正相關[37]，合乎經濟規律的產業結構演進才能在更高的增長水平上促進增長質量。 產業結構變動可分為高級化和合理化，本文參照汪偉等(2015)的研究[38]，采用產業結構高級化作為產業結構轉型升級的評價指標，具體指三次產業在國民經濟中的占比，可以比較全面地反映產業結構的變動方向。計算公式如下： 其中，ind為產業結構高級化指數，Y為產出水平，i表示產業部門。 3.控制變量 為了使參數估計結果更加可靠，回歸分析模型對影響全要素生產率的其他因素進行控制，選取地區經濟發展水平、基礎設施、市場化水平、開放程度、城鎮化水平作為控制變量。 (1)地區經濟發展水平(gdp)，用實際人均gdp表示。經濟發展水平越高的地區具有更強的財力改善發展條件，支持經濟結構調整，提高經濟增長質量。但是，經濟發展水平高的地區，也有可能因為過度依賴于良好的稟賦資源和區位條件而忽略經濟增長質量。 (2)基礎設施(inf)，用各省單位國土面積公路里程數即公路分布密度表示，密度越大說明基礎設施越完善。一般而言，完善的基礎設施會吸引更多資本流入，提高資源配置效率，提升經濟增長質量。 (3)市場化水平(mar)，用王小魯等(2021)計算得出的市場化指數表示[39]。中國的市場化改革極大地改善了資源配置效率，提升了經濟增長質量。 (4)開放程度(op)，用國際貿易規模表示。經濟全球化使得國際間的經濟聯系越來越緊密，一國經濟增長容易受到國際經濟波動的影響。理論上來講，對外開放程度越高，越有助于促進國際要素流動和全球產業價值鏈的形成，提高經濟增長質量。 (5)城鎮化水平(urb)，采用各省城鎮人口數量占總人口數量的比重來表示。城鎮化水平體現了資源向城市集中的程度，也體現了資源在城市與農村之間的再分配，是資源配置效率和增長質量的重要影響因素。 (二)數據說明 實證分析數據來源于2000-2017年《中國教育經費統計年鑒》《中國勞動統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》、各省歷年統計年鑒、中國國家統計局統計數據庫等，部分缺失的數據用中國經濟與社會發展統計數據庫中的相關數據進行補充，無法獲取的個別缺失值使用插值法進行補齊。樣本數據中不包括西藏和港澳臺數據。各變量的描述性統計分析結果參見表1。 (三)基準計量模型 為分析教育投入結構與產業結構的交互作用對經濟增長質量的影響，實證分析模型中加入了兩者的交互項，基準計量模型如下： 其中，i代表省份，t代表時間，代表教育投入結構與產業結構的交互項，代表固定效應，代表一組控制變量，代表殘差項。在參數估計中，為了使回歸結果更加準確，減少異方差帶來的影響，對所有變量均進行了取對數處理。 (四)實證結果分析 首先，對樣本數據進行LR檢驗和Hausman檢驗，檢驗結果拒絕隨機效應模型的原假設，因此利用固定效應面板數據模型估計參數。 1.基準回歸結果分析 表2給出了以全要素生產率為被解釋變量的模型參數估計結果。從模型(1)來看，在沒有加入任何控制變量的情況下，教育投入結構與產業結構的系數估計值分別為0.066和-1.330，并且均在1％的顯著性水平上通過了檢驗，表明偏向高等教育的教育投入結構能夠促進經濟高質量增長，但是產業結構卻產生了負向影響，抑制了經濟增長質量的提高。改革開放之后，我國高等教育規模逐步擴大、教育質量也有所提升，尤其是在20世紀末高考擴招之后，高等教育逐漸擺脫僅限少數人群的精英教育模式，毛入學率明顯提高，為經濟發展提供了人力資本儲備，也適度彌補了農村剩余勞動力減少造成的生產效率下降。另外，我國較長時間處于經濟增長的起步階段，勞動-資本要素配比失衡，大學畢業生進入勞動力市場能夠優化要素投入結構，提高要素配置效率。相較于教育投入結構，產業結構對經濟增長質量產生抑制效應的原因可能源于當前我國所處的經濟發展階段，產業結構調整通常來源于政府的強激勵，產業演進過程可能有所偏離于由市場機制引導的結構調整過程，導致增長質量改善不顯著。第二和第三產業雖然發展迅速，吸引了較多資源集聚，但產業效率有可能增長緩慢，造成整體資源配置效率下降。 從模型(2)和模型(3)的參數估計結果來看，地區經濟發展水平、基礎設施以及市場化水平等因素顯著影響了經濟增長質量。經濟發展水平的系數估計值顯著為正，表明經濟發展水平越高，經濟增長質量越高。基礎設施的系數估計值顯著為負，說明基礎設施改善還未充分發揮出促進經濟高質量增長的作用，可能與基礎設施的結構相關，或者其產生的增長質量效應存在一定時滯。市場化水平對經濟增長質量的影響顯著為正，系數估計值在10％的顯著性水平上通過檢驗，表明市場化水平的提高有利于經濟高質量增長。 模型(4)-(6)加入了教育投入結構和產業結構的交互項，從參數估計結果來看，教育投入結構的系數估計值依然在5％的顯著性水平上通過檢驗，產業結構的系數估計值依然顯著為負，其他控制變量的顯著性水平變化不大。交互項的系數估計值為負，但沒有通過顯著性檢驗，說明教育投入結構與產業結構的交互作用對增長質量的影響不顯著。 2.分維度回歸結果分析 接下來以全要素生產率的構成(技術效率和技術進步)為被解釋變量進行回歸分析，參數估計結果見表3。 表3中模型(1)和模型(2)是以技術效率為被解釋變量的參數估計結果。可以發現未加入交互項時，教育投入結構對技術效率的影響顯著為正，產業結構對技術效率的影響顯著為負。將教育投入結構和產業結構的交互項加入回歸分析模型之后，教育投入結構和產業結構的參數估計結果變化不大，交互項沒有通過顯著性檢驗，說明兩者的交互作用對增長質量沒有產生顯著影響。 模型(3)和模型(4)是以技術進步為被解釋變量的參數估計結果。在沒有加入交互項時，教育投入結構的系數估計值沒有通過顯著性檢驗，產業結構的系數估計值在1％的顯著性水平上通過了檢驗，系數值為負，說明偏向高等教育的教育投入結構對技術進步沒有產生顯著影響，而產業結構對技術進步產生了顯著的負向影響，這與前文的回歸分析結果基本一致。加入教育投入結構與產業結構的交互項之后，交互項沒有通過顯著性檢驗，核心解釋變量的參數估計結果沒有顯著變化。 (五)穩健性檢驗 由于無法將影響經濟增長質量的因素全部包含在實證分析模型中，加之各變量之間也可能存在的相互影響，如經濟增長質量較高的省份，其偏向高等教育的財政投入比例可能更高，產業結構層級也可能更高，導致實證分析可能面臨內生性問題。為此，通過加入滯后一期值、弱內生性樣本、替換其他變量三種方法對基準模型的參數估計結果進行穩健性檢驗。 首先，借鑒常規方法，采用教育投入結構與產業結構的一階滯后項進行穩健性檢驗，然后以弱內生性樣本以及考慮產業結構合理化指標(作為基準回歸分析中產業結構高級化的工具變量)兩種方法進一步進行穩健性檢驗，檢驗結果參見下頁表4。 (1)加入滯后一期值。考慮到教育投入、產業結構對經濟增長質量的影響可能存在時滯效應，以教育投入結構和產業結構的滯后一期值為工具變量，檢驗基準回歸結果的穩健性。表4模型(1)的參數估計結果顯示，相比基準回歸，雖然各參數估計結果的顯著性有所降低，但符號與基準模型中參數估計結果保持一致，教育投入結構正向影響經濟增長質量，但時滯效應不明顯，產業結構對經濟增長質量產生了抑制作用。 (2)弱內生性樣本。我國幅員遼闊，各地經濟發展稟賦存在顯著差異，經濟發展進程不同，區域發展不平衡。利用以東西部地區為代表的弱內生性樣本進行回歸分析，發現教育投入結構的參數估計結果顯著性水平雖然有所降低，但符號未發生變化，產業結構的參數估計結果依然顯著為負，與基準回歸分析模型中的參數估計結果保持一致，說明參數估計結果是穩健的。 (3)更換產業結構的代理變量，使用產業結構的另一評價指