教育投入减贫效应实证研究——以江西省为例

黄太洋 邓宏亮

(宜春学院 经济与管理学院，江西 宜春 336000)

0 引言

关于教育减贫，国内外学者进行了相关研究。根据人力资本理论，教育对人均收入水平的增加，以及贫困消除等方面发挥着重要的作用。Schultz(1960)认为，人力资本水在一定程度上决定了消费者个人的收入水平，然而教育有利于人力资本的形成，而且在人力资本形成过程中，教育无疑发挥着关键的作用，政府应加大教育投入。Becker(1975)通过实证研究，发现了收入分配在一定程度上不但取决于消费者个人的受教育程度，还取决于教育的分布状况，要求政府加大教育投入。Tilak(2007)通过收集印度数据，做了深入的实证分析，研究发现，在减贫过程中，除了基础教育以外，中等教育与高等教育的发展发挥着重要的作用，因此建议政府应大力发展中等教育和高等教育，加大政府教育财政投入。如魏向东(1997)研究指出，在教育扶贫过程中，政府应发挥主体作用，尤其要发挥教育财政的作用。指出教育扶贫是扶贫的主要手段，政府应加大财政投入，优化资源配置，加强教育扶贫。杨能良等(2002)研究认为，教育扶贫是政府扶贫的有效和主要手段。政府应加大财政教育出，尤其是贫困地区的财政教育支出，加大财力投入，提出贫困地区受教育者的教育水平。邓宏亮等(2013)基于2000-2010年统计数据，以江西省地区面板数据为样本，利用利空间计量模型和面板计量模型深入考察了教育财政支出与减贫的关系。研究发现，贫困发生率与教育财政支出规模呈现收敛性特征，且具有较强的空间依赖性，空间计量回归表明，教育财政支出对贫困发生率具有显著的空间溢出效应，门槛面板回归表明，教育财政支出对贫困发生率具有显著的非线性效应。因此建议在减贫过程中，应加强教育财政投入，应发挥典型地区的辐射作用，优化空间布局。 李盛基等(2016)根据空间计量模型，研究发现，财政教育支出和财政支农具有较强的空间相关性，在减贫过程中，效果显著，且财政教育支出具有显著的空间溢出效应，但财政救济金的减贫效果不显著。蔡文伯等(2018)研究指出，民族地区贫困工作是我国贫困工作的重中之中，并根据2001-2015年新疆地区面板数据，利用空间面板和门槛面板模型，考察了新疆地区教育财政支出与减贫的关系，研究发现，教育财政支出对减贫即存在空间溢出效应，也存在门槛效应，提出了民族地区可持续减贫理念。梁榕乘等(2018)基于2003-2010年广西地区面板数据，采用空间计量面板模型和门槛面板模型，研究发现贫困发生率与教育财政支出存在空间相关性，教育财政支出对贫困发生率存在空间溢出和门槛效应，在政策安排上要考虑空间聚集效应，优化空间效应。

江西省是一个农业大省，农村贫困人口相对较多，江西省一直在加大措施大力扶贫和减贫，并且取得了显著的成效，相关数据统计，2011年江西省贫困人口数量为438万，贫困发生率为12.6%，到2018年，江西省贫困人口为50.9万，贫困发生率为1.38%。在减贫过程中，政府的扶贫政策、教育等发挥着重要的作用。在减贫过程中，教育发挥着尤为重要的作用。本文以江西省2011-2018年各地级市统计数据为样本，利用计量经济模型探讨教育在减贫中的作用。

1 江西省贫困人口状况

2011-2018年江西省贫困人口数量及贫困发生率如表1所示。2011年，江西省的贫困人口为438万人，到2018年，江西省的贫困人口为50.9万人。从2001年到2018年，江西省贫困人口减少了387.1万，减少了88.38%。贫困发生率也从2011年的12.6%减少到2018年1.38%，江西省的扶贫工作取得了明显成效。

表1 江西省贫困人口数量及贫困发生率

2 教育减贫效应分析

教育通过影响人力资本的形成，从而影响消费者的收入水平。教育在减贫中的作用如何，本文通过建立面板计量模型进行实证分析。

2.1 模型设定

为了教育减贫效应，本文以贫困发生率(贫困人口占总人口的比率)为被解释变量，那么如何来选择解释变量。教育财政支出是衡量教育投入的重要指标，在长期减贫过程中发挥非常重要的作用。除了教育投入是减少贫困的重要因素之外，减贫还受其他政策的影响，尤其是财政支农在减贫过程中发挥着重要的作用，因此本文选择两个主要的解释变量：①教育支出强度(用教育财政投入与GDP的比值来表示)；②财政支农强度(用财政支农经费与GDP的比值表示)。本文参照邓宏亮等(2013)设立如下面板计量经济模型：

LnHit=αit+βitLnXit+θitLnzit+εit

其中H表示贫困发生率，X表示教育支出强度，Z表示财政支农强度，i=1,2,…,n，表示江西省11个地级市，t表示不同时期，ε表示随机误差项。

2.2 面板数据平稳性检验

在进行面板计量回归前，需要对面板数据的平衡性进行检验，以确回归保估计结果的有效性。面板数据平稳性检验的方法主要有LLC、IPS、ADF和PP四种。本文采用AD检验和PPr检验，其检验结果如表2所示。由表2可以看出，各变量的二阶养分序列在1%的显著性水平下，拒绝了原假设，因此，各变量的二阶差分序列没有单位根，均为平稳序列，符合面板回归的条件。

表2 单位根检验

2.3 面板数据协整检验

被解释变量和解释变量之间是否具有长期稳定的均衡关系，需要用到协整检验。面板协整检验的目的是判定被解释变量和解释变量之间是否存在长期均衡关系的一种有效方法。协整检验的原假设是“没有协整关系”，如果接受原假设，则说明被解释变量和解释变量之间不存在协整关系，即长期均衡关系，如果拒绝原假设，则说明被解释变量和解释变量之间存在长期均衡关系。本文采用E-G两步法中的Pedroni检验和Kao检验进行协整判断，其最终检验结果如表3所示，只有Group rho-Statistic(统计量值为1.6074)检验接受了“没有协整关系”的原假设，其他各检验均拒绝了“没有协整关系”的原假设，由此可以肯定被解释变量和解释变量之间存着长期均衡关系，即协整关系。

表3 协整检验

2.4 模型选择

本文应该选择固定效应模型还是时间效应模型，需要进一步通过Hausman检验来判断，Hausman检验的结果如表4所示。Hausman=38.0213，结果检验较为显著，因此拒绝了原假设，因此，本文拟采用固定效应模型较为合适。

表4 Hausman检验

2.5 回归分析

面板协整回归 结果如表5所示，lnX和lnZ的系数均为负数，系数均通过了1%的显著性水平检验。说明财政教育投入和财政支农具有显著的减贫效应。财政教育投入的减贫弹性系数为0.1396，表示财政教育投入每增加1%，可引起贫困发生率下降0.1396个百分点。从长期来看，教育具有较好的减贫效应。

表5 回归分析

2.6 面板误差修正检验

面板协整检验表明，江西省贫困发生率与教育财政支出规模和财政支农强度存在着显著的长期均衡关系。然而在短期中，教育财政支出规模和财政支农强度对贫困发生率是否可能存在着显著之差异呢？因此，本文将采用板误差修正之模型，探讨教育财政支出规模和财政支农强度减贫的短期效应。为了探讨教育财政支出规模和财政支农强度减贫的短期效应，本文采用面板误差修正模型进行检验。该检验的主要目的就是用来探讨教育财政支出规模和财政支农强度与贫困发生率的短期动态关系。本文假设面板误差修正模型如下：

ecmit-1表示误差修正项，该项是用来测算教育财政支农规模在短期中偏离长期均衡时的幅度有多大，其判断方法是：观察ecmit-1前面的系数λ的显著性和大小来识别贫困发生率与教育财政支出规模的长期均衡关系。检验结果如表6所示。

表6 面板误差修正检验结果(DEF)

注：*、**、***分别表示通过了10%、5%和1%的显著性水平检验

面板误差修正检验的调节系数λ=-0.0607<0，这符合逆向修正机制原则。从而表明教育财政支出规模与贫困发生率具有长期均衡关系，而且回归结果说明教育财政支出规模具有减贫效应，且短期调整系数通过了显著性检验，反映每年实际发生的贫困率与长期均衡值的偏差的6.07%被修正。

3 结论和启示

3.1 研究结论

本文以2011-2018年江西省各地级市统计数据为样本，利用计量经济模型考察了教育在减贫中的作用，得到如下结论：①面板协整检验表明，政府财政教育投入与贫困发生率之间存在长期均衡关系，说明从长期来看，教育在减贫中发挥着非常重要的作用。因此，彻底消除贫困，加大教育投入非常关键；②面板回归分析表明，2011-2018年，江西省财政教育投入的减贫弹性为0.1396，且具有较好的显著性，且具有长期的有效性，从长期来看，政府每增加1个百分点的财政教育投入，可引起贫困发生率减少0.1396个百分点。

3.2 启示

财政教育投入对减贫发挥着重要的作用，因此，政府应加大财政教育投入，尤其是贫困地区的财政教育投入。目前，贫困地区的教育资源相对匮乏，分布不均衡。百年大计，教育为本，因此发展贫困地区的教育具有重要意义。尤其是要加大贫困地区的基础教育投入，优化教育资源配置，从根本上改变贫困地区的教育面貌。