導語：西部財政與經濟增長的關系探究論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要:自從舒爾茨“人力資本”的理論開始,越來越多的經濟學家開始把教育投資當成影響一國經濟發展的內生變量。通過運用面板單位根檢驗和面板協整分析這種更加有效的方式綜合數據信息的方法來考察西部財政教育經費投入與經濟增長之間的長期關系。基于Granger因果檢驗發現,西部財政教育投入與經濟增長二者存在長期穩定的均衡關系,財政教育投入是經濟增長的原因,增加滯后期,結論十分穩健。

關鍵詞:財政教育投入;經濟增長;面板數據

一、引言

分析的方法是:對西部財政教育投入與經濟增長關系進行協整檢驗,在此基礎上進一步進行因果關系檢驗,從統計量上看二者是否存在因果關系,最終分析討論了財政教育投入與經濟增長變動之間的長期均衡關系。

引入西部12個省市自治區,從1996—2008年的面板數據,其中因為要考慮到數據的代表性和可得性,故選西部各省市的國家財政性教育經費(GAE)作為教育投入的代表變量,同時,選取西部各省市的人均(GDP)作為衡量經濟增長的指標,數據來源于《中國統計年鑒》,并對其進行了對數化處理。

二、模型與計量方法

(一)模型與數據來源

綜合前人研究成果,結合中國的具體實際,本文亦采用Apergis等(2007)模型來檢測西部財政教育投入與經濟增長之間的協整關系:

yit=α0i+α1iFit+μit(1)

其中,yit人均GDP的對數值表示經濟增長,Fit是西部財政教育投入,Xit是一系列控制變量。

(二)計量方法

1.面板單位根檢驗

開始協整檢驗之前,我們首先需要考察模型中的變量是平穩的還是非平穩的,即每個序列是否包含有單位根。Im、PesaranandShin(1999,2002)提出了異質面板數據(Heterogenouspaneldata)的單位根檢驗,簡稱IPS檢驗。IPS單位根檢驗與其他面板單位根檢驗相比存在較少的限制和更有效的優點。IPS檢驗的檢驗式為:

yi,t=ρiyi,t-1+φij□yi,t-j+zi,tγ+εi,t(2)

其中,yi,t代表模型中的每一個序列;zi,t是一系列包含固定效應或時間趨勢的決定變量。IPS檢驗放松了各橫截面時間序列的一階自回歸系數必須相同的這一約束條件,檢驗的零假設是H0:ρi=0(i=（）1,2,…,N)備則假設為:ρi<0(i=1,2,…N1),ρi=0(i=N1+1,N1+2,…,N)。IPS統計量在是對單個ADF檢驗平均的基礎上構造了統計量的。

2.面板協整檢驗

我們采用由Pedroni(1999)提出的面板協整檢驗方法,是因為Gutierrez(2003)指出當T變大時,Pedroni檢驗比Kao(1999)和Larsson等(2001)檢驗更有效。Pedroni檢驗對不存在協整關系零假設的檢驗主要是通過計算假定協整回歸的回歸余項。公務員之家

Pedroni以回歸殘差構造了七個統計量,其中四個是用聯合組內維度(withindimension)描述,記為Panelv、Panelrho、PanelPP、PanelADF,這四個統計量是假設不同橫截面具有相同的自回歸系數,另外三個用組間維度(betweendimension)描述,記為Grouprho、GroupPP、GroupADF,這三個統計量是假設不同的橫截面具有不同的自回歸系數?？紤]到本文數據的小樣本性質,在Pedroni檢驗中PanelADF和GroupADF統計量較其他統計量有更好的小樣本性質,因此在小樣本的模型中主要參照PanelADF和GroupADF統計量來判斷是否存在協整關系。

3.面板協整估計

給定變量是協整的情況下運用Stock和Waston(1993)的動態最小二乘法來估計長期關系,主要是由于協整回歸方程的最小二乘法估計值由于內生變量和序列相關是有偏的。在DOLS的估計方程中,解釋變量一階差分值的提前和滯后階數包括在方程中。

三、計量方法與實證檢驗

1.面板單位根檢驗

對面板數據進行單位根檢驗來檢驗西部財政教育投入與經濟增長是否存在長期協整關系。另外,Granger因果檢驗也需要數據的平穩性。因此,在進行Granger因果檢驗之前,也需要對各變量進行平穩性檢驗。

表1是面板單位根檢驗的結果。從表中我們可以看出,當所有的變量是水平值時我們不能拒絕有單位根的原假設,但當取一階差分之后,存在單位根的原假設在5%的顯著性水平下被拒絕,因此我們的序列是以I(1)為特征的。同時,這種結果也說明這些變量之間可能存在長期穩定的協整關系,因此有必要進一步驗證是否確實存在協整關系。

表1面板數據單位根檢驗結果

注:**代表5%顯著性水平下顯著;*代表10%顯著性水平下顯著。

2.面板協整檢驗

從表2可以看出,組內統計量中除了panelv-Statistic和Panelrho-Statistic、PP-Statistic統計量沒有通過10%顯著性水平的檢驗,其余統計量都通過了5%的顯著性水平檢驗,組間三個統計量分別都通過了5%和10%的顯著性水平檢驗,在經濟增長、西部財政教育投入的協整檢驗中,PanelADF和GroupADF統計量都通過5%顯著性水平的檢驗,因此可以判斷出,在經濟增長、西部財政教育投入之間拒絕了無協整關系的原假設,它們之間存在長期穩定的協整關系。

表2面板協整檢驗結果

3.Granger因果檢驗

在運用Granger因果檢驗時,首要面臨的一個問題就是Granger因果檢驗的滯后期的選擇,而檢驗的結果有時對滯后期的選擇非常敏感,不同的滯后期的選擇往往會帶來截然不同的結論。本文報告了多個滯后階數的分析結果,其目的就是為了說明面板數據Granger因果檢驗結論的穩健性。從Granger因果檢驗結果可以看出,在一到二期他們之間幾乎沒有相互影響,而在四到六期,卻表現出比越來越強的相（）互影響,因此,就檢驗結論的總體而言,我們可以綜合判斷得出,在全國范圍內31個省自治區直轄市的范圍來看,財政性教育經費支出是經濟增長的Granger原因。

四、結論

從面板數據的單位根檢驗、協整檢驗和Granger因果檢驗的結果來看,人均GDP與財政性教育經費均為一階單整變量,二者之間存在長期的穩定均衡關系,并且從長期來看,財政性教育經費支出是經濟增長的Granger原因,并且結論非常穩健。

參考文獻:

[1]王燕.應用時間序列[M].北京:中國人民大學出版社,2004.

[2]張曉峒.EViews使用指南與案例[M].北京:機械工業出版社,2003.

[3]孫彩虹.區域教育與經濟協調發展的實證分析[J].重慶工商大學學報,2003,(10).

[4]李文利.從稀缺走向充足——高等教育的需求與供給分析[M].北京:高等教育出版社,2008:3.

[5]賈彥東,張紅星.區域性教育與經濟協調發展關系的實證研究[J].財經科學,2006,(3).