時間：2023-08-07 09:23:51
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發(fā)表網(wǎng)為您精選了8篇經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率，愿這些內(nèi)容能夠啟迪您的思維，激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
高等教育作為人力資本投資的重要渠道,日益引起人們的重視。關(guān)于高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)研究的文獻(xiàn)雖已不少,但現(xiàn)有研究大多集中在高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的估算上,有關(guān)區(qū)域高等教育①對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率差異因素的深入研究尚未多見,而且在估算方法上往往忽略了不同層次教育之間在質(zhì)量上的差別,以及我國不同區(qū)域之間在經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展方面的特殊性。本研究以各級普通學(xué)校生均教育經(jīng)費支出作為衡量人力資本投入質(zhì)量指標(biāo),以就業(yè)人員中受各級教育程度勞動者人數(shù)作為衡量人力資本投入數(shù)量指標(biāo),既考慮到了人力資本投入的數(shù)量因素又考慮到了人力資本投入的質(zhì)量因素;以物質(zhì)資本存量作為物質(zhì)資本的投入指標(biāo);以GDP作為經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出指標(biāo)。根據(jù)上述指標(biāo)重新構(gòu)建C-D生產(chǎn)函數(shù),利用面板數(shù)據(jù)估算出1996-2007年間我國東、中、西、東北四大區(qū)域①的人力資本產(chǎn)出彈性系數(shù),據(jù)此計算出各地區(qū)高等教育所形成的人力資本在此期間對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率,并對影響區(qū)域高等教育經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)差異的內(nèi)部性因素進(jìn)行了深入分析。
二、區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的估算
為估算區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率,需要利用包含人力資本的兩部門C-D經(jīng)濟(jì)增長模型計算出教育所形成的人力資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)。其形式為Y=AF(K,H)(1)式中,Y代表產(chǎn)出GDP②;K代表物質(zhì)資本存量③;H代表人力資本存量④?？紤]到制度性因素也是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,因而,用全社會固定資產(chǎn)投資中非國有部門所占的比重A1、就業(yè)人員中非農(nóng)產(chǎn)業(yè)所占的比重A2作為國內(nèi)市場化程度的衡量指標(biāo),進(jìn)出口總額占GDP的比重A3⑤作為對外開放程度的衡量指標(biāo),根據(jù)前述式(1),總量生產(chǎn)函數(shù)可以變?yōu)閅=AF(K,H,A1,A2,A3)(2)由于這些制度性的控制變量都是百分比的形式,因而,采用指數(shù)回歸模型來確定回歸模型中的解釋變量和被解釋變量之間的關(guān)系。由此可得如下回歸模型Y=A*Ka1*Ha2*ea3*A1*ea4*A2*ea5*A3*eu(3)對上式取對數(shù)得LNY=LNA+a1LNK+a2LNH+a3*A1+a4*A2+a5*A3+ε(4)對上式兩邊同時取全微分可得ΔYY=ΔAA+a1ΔKK+a2ΔHH+a3*ΔA1+a4*ΔA2+a5*ΔA3(5)式中:a1ΔKK為物質(zhì)資本的貢獻(xiàn)份額;a2ΔHH為人力資本的貢獻(xiàn)份額;它們分別除以ΔYY就得到了各自在經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)率。高等教育形成的人力資本在人力資本總量中的比重Rh=hH(6)高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率Ch=Rh*a2ΔHH/ΔYY(7)估算區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率,既要考慮到區(qū)域高等教育自身的差異(體現(xiàn)在截面單元上),又要考慮到國家政策的影響(體現(xiàn)在時間序列上),本研究中使用能夠同時反映研究對象在截面和時間單元兩個方向上變化規(guī)律的Paneldata面板數(shù)據(jù),先將全國31個省級行政區(qū)劃分為東、中、西、東北四大區(qū)域,在估算出各大區(qū)域教育所形成人力資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)基礎(chǔ)上,進(jìn)一步計算出各個省級行政區(qū)高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。在使用面板數(shù)據(jù)模型時,首先要進(jìn)行模型的設(shè)定檢驗以確定使用哪種形式的面板數(shù)據(jù)模型?？紤]到截面樣本之間存在異質(zhì)性,本文使用似不相關(guān)回歸(SeeminglyUnrelatedRegression,SUR)進(jìn)行檢驗,對模型進(jìn)行相應(yīng)的廣義最小二乘法(GeneralizedLeastSquared,GLS)估計。SUR是考慮到方程間的誤差項存在異方差和同期相關(guān)的條件下,估計多個方程所構(gòu)成的系統(tǒng)參數(shù)。在使用SUR進(jìn)行檢驗時,面板數(shù)據(jù)方程估計權(quán)重選用兩種:截面成員殘差協(xié)方差矩陣和時期殘差協(xié)方差矩陣。其中,前者要求時期個數(shù)必須大于截面成員個數(shù),后者則相反。本文樣本中四個地區(qū)的截面成員分別為10、6、11、3,時間期數(shù)為12,因此,在實證中使用GLS回歸,面板數(shù)據(jù)方程估計權(quán)重都使用截面成員殘差協(xié)方差矩陣。計量結(jié)果如表1所示?；貧w方程具有較高的擬合優(yōu)度,F統(tǒng)計量較大,表明方程順利通過顯著性檢驗,方程的D.W統(tǒng)計量接近2表明模型不存在明顯的序列相關(guān)問題。此外模型回歸過程中A1、A2、A3使用的是百分比形式,其彈性系數(shù)需要通過對如下公式進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整后計算出來。各解釋變量彈性系數(shù)的計算結(jié)果見表2。從表3可以看出,1996-2007年間我國區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率,不同區(qū)域之間,以及同一區(qū)域不同地區(qū)之間存在較大的差異。四大區(qū)域之間自中部、東北、東部、西部呈梯次遞減的趨勢;不同地區(qū)之間的差距更為明顯,區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率最高的省份是中部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)的江西省(18•10%),最低地區(qū)是西部經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的內(nèi)蒙古(3•69%),前者是后者的約5倍。
三、區(qū)域高等教育發(fā)展水平與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率之間關(guān)系分析
在我國現(xiàn)有研究當(dāng)中,并沒有成熟的衡量高等教育發(fā)展水平的指標(biāo)體系,本文從區(qū)域高等教育投入、發(fā)展規(guī)模、層次結(jié)構(gòu)、形式結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)效率①、管理體制結(jié)構(gòu)②、國家重點學(xué)科點的分布情況等方面進(jìn)行分析。為了更為形象地反映區(qū)域內(nèi)不同因素與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系,本文借鑒波士頓矩陣分析方法③的基本思想,采用波士頓矩陣聚類分析方法分析各地區(qū)高等教育發(fā)展水平與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系。
(一)區(qū)域高等教育投入水平與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系
區(qū)域高等教育投入水平可以用高等教育經(jīng)費支出和生均教育經(jīng)費的絕對量或者相對量來衡量。本研究用各地區(qū)1996-2007年地方普通高校經(jīng)費支出總額占GDP比重的平均值作為衡量區(qū)域高等教育投入的指標(biāo)。由圖1可知,第一象限屬于區(qū)域高教投入多,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。江西、遼寧、湖南、湖北、黑龍江、吉林、北京這些地區(qū)在高等教育發(fā)展過程中均保持了較高的投入水平,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率相對較高,這表明,區(qū)域高等教育的投入水平高是這些地區(qū)高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率較高的原因之一。這些地區(qū)既有經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的省份也有經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的省份,這說明區(qū)域高等教育投入除了與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度有關(guān)之外,還與各地區(qū)政府對高等教育的重視程度有關(guān)。第二象限屬于高教投入少,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。上海是我國的經(jīng)濟(jì)中心,由于歷史的原因,國家有多所部屬重點院校設(shè)立在此,這些院校可以直接從中央政府獲得較充足的經(jīng)費投入,相應(yīng)的不需要地方承擔(dān)太多的教育投入,所以區(qū)域高等教育投入較低。同時其高等教育機(jī)構(gòu)也相對集中,優(yōu)質(zhì)的高教資源可以達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)的效果,高等教育資源的配置效率更高。而河南、安徽、新疆、山西等地高等教育的相對規(guī)模較小,截止到2007年上述四個地區(qū)普通高校在校生占全國的比例分別低出其人口數(shù)占全國的比例1•5、0•84、0•45、0•06個百分點。這些地區(qū)原有的高等教育規(guī)模較小,高校擴(kuò)招后這些地區(qū)高等教育規(guī)模的擴(kuò)大主要是依靠內(nèi)涵型發(fā)展模式—擴(kuò)大原有高校的校均規(guī)模實現(xiàn)的,教育資源的配置相對較為集中,教育資源配置效益較佳,從而獲取了較高的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率水平。第三象限屬于高教投入少高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。山東、廣東、江蘇、浙江、福建等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),高等教育投入水平與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是不相適應(yīng)的,1996-2007年間福建、山東、浙江、廣東、江蘇五個省份的地方普通高校經(jīng)費投入占全國比重的平均值分別低出其GDP占全國比重平均值的3•19、2•21、1•17、1•11、0•98個百分點;而四川、河北、內(nèi)蒙古、廣西、青海、海南、等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低制約了這些地區(qū)對高等教育的投入,1996-2007年間四川、河北、內(nèi)蒙古、廣西四個地區(qū)的地方普通高校教育經(jīng)費投入占全國比重的平均值分別低于其GDP占全國比重的平均值0•75、0•66、0•35、0•19個百分點。青海和海南兩地這兩項指標(biāo)在此期間基本持平,這些地區(qū)高等教育投入水平低是造成高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率低的原因之一。第四象限屬于區(qū)域高教投入多,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。這些地區(qū)雖然都重視對教育的投入,但是這些地區(qū)高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著不協(xié)調(diào)因素。天津的高等教育發(fā)展水平滯后于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實需要,尤其是民辦教育發(fā)展相對滯后;陜西省高等教育發(fā)展無論是在規(guī)模水平上還是在層次結(jié)構(gòu)上均超前于其相對落后的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平,而、云南、寧夏、貴州等地雖然重視對高等教育的投入,但這些地區(qū)高等教育起步較晚,高等教育的規(guī)模相對較小,而且在發(fā)展過程中存在與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展需要之間不協(xié)調(diào)的因素,區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低。這說明,區(qū)域高等教育發(fā)展并非高投入就一定可以有高產(chǎn)出。
(二)區(qū)域高等教育規(guī)模水平與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系
衡量高等教育發(fā)展的規(guī)模水平可以選擇用高等教育毛入學(xué)率、每十萬人口平均在校生人數(shù)等指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性,以及該項指標(biāo)本身反映的是高等教育發(fā)展存量水平,本文用2007年每十萬人口平均在校大學(xué)生數(shù)作為衡量區(qū)域高等教育發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)。由圖2可知,第一象限屬于高教規(guī)模大,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。高校擴(kuò)招以來,江西省高等教育規(guī)模迅速擴(kuò)大;黑龍江、遼寧、北京、湖北、吉林、上海等地區(qū)均屬于公認(rèn)的高等教育發(fā)展水平相對較高的地區(qū),高等教育規(guī)模一直相對較大。這些地區(qū)高等教育規(guī)模水平較好地適應(yīng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也比較高。第二象限屬于高教規(guī)模小,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。新疆、河南、安徽、山西、湖南等地高等教育規(guī)模較小,高校擴(kuò)招后這些省份高等教育均獲得了較快的發(fā)展,但是遠(yuǎn)沒有達(dá)到其應(yīng)該達(dá)到的規(guī)模水平,高等教育規(guī)模稍有擴(kuò)大就可帶來較大效益。第三象限屬于高教規(guī)模小,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。浙江、福建、廣東、山東等地高等教育規(guī)模水平落后于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平,截止到2007年上述四個省份GDP占全國的比重分別高出其普通高校在校生數(shù)占全國的比重3•25、0•92、2•66、6•22個百分點。四川省高等教育相對規(guī)模較小,截止到2007年其普通高校在校生占全國的比重低于總?cè)丝谡既珖谋戎?•16個百分點。這些地區(qū)高等教育規(guī)模與其經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不相適應(yīng),是造成高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率低的原因之一。第四象限屬于高教規(guī)模大,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。天津、江蘇兩地區(qū)的高等教育規(guī)模較大,截止到2007年兩地普通高校在校生數(shù)占全國的比重分別高出其總?cè)丝跀?shù)占全國的比重1•17和2•07個百分點;陜西省經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平較低,高等教育規(guī)模水平超前于其經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平,截止到2007年陜西省普通高校在校生數(shù)占全國的比重高出其GDP占全國比重2•11個百分點。這些地區(qū)高等教育規(guī)模不是其高等教育與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不協(xié)調(diào)的主要矛盾,在高等教育保持較大規(guī)模的條件下,區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率卻較低。這說明,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的高低并非簡單地取決于高教規(guī)模的大小。
(三)區(qū)域高等教育層次水平與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)之間的關(guān)系
高等教育層次結(jié)構(gòu)主要指不同程度和要求的高等教育的構(gòu)成狀態(tài),包括高等?？平逃?、本科教育、研究生教育三個層次[1]。用普通高校研究生招生數(shù)與普通高?？傉猩鷶?shù)的比例表示高等教育發(fā)展層次指數(shù)[2]。由圖3可知,第一象限屬于高教層次指數(shù)大,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。北京是全國的政治中心,上海是全國的經(jīng)濟(jì)中心;遼寧、吉林、黑龍江是我國的老工業(yè)基地,重工業(yè)發(fā)達(dá);湖北省是我國重要的工業(yè)基地之一;國家有多所重點高校以及科研院所設(shè)立在這些地區(qū),高等教育發(fā)展基礎(chǔ)好、層次指數(shù)均較大,較好地適應(yīng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率較高。第二象限屬于高教層次指數(shù)小,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率高的地區(qū)。一般來講,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展還沒有達(dá)到主要依靠科技進(jìn)步來實現(xiàn)的條件下,“辦學(xué)層次越高,成本越大,高等教育輻射的區(qū)域范圍越大;辦學(xué)層次越低,區(qū)域高等教育與區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的聯(lián)系越緊密,對區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的貢獻(xiàn)相對越大”[3]。江西、山西、河南、安徽、湖南、新疆等地高等教育層次指數(shù)相對較小,高等教育辦學(xué)重心較低,普通高校中?？茖哟蔚母咝Ｕ冀^大部分,與目前區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平相適應(yīng),所以貢獻(xiàn)率較大。第三象限屬于高教層次指數(shù)小,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。浙江、廣東、福建、山東等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),高等教育發(fā)展層次與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平之間不協(xié)調(diào),高等教育層次低是導(dǎo)致其高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率相對較低的因素之一;而廣西、、青海、內(nèi)蒙古、海南、寧夏、貴州等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的水平相對較低,制約了其高等教育整體發(fā)展水平的提高,高等教育層次只是高等教育發(fā)展問題中的一個方面。第四象限屬于高教層次指數(shù)小,高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率低的地區(qū)。天津、江蘇等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),其高等教育發(fā)展整體水平較高,高等教育層次不是其高等教育與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展之間不協(xié)調(diào)的主要方面;陜西、四川、甘肅等地高等教育發(fā)展整體水平相對較高,但是經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平較低。因此,這些地區(qū)在高等教育層次較高的情況下,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率卻較低。這說明,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的大小并非簡單地取決于高等教育層次的高低。
(四)區(qū)域高等教育形式結(jié)構(gòu)與高教經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)之間的關(guān)系
高等教育形式結(jié)構(gòu)主要指不同辦學(xué)形式、學(xué)校類型的構(gòu)成狀態(tài)[1]。本文用民辦高校(包括獨立學(xué)院)占普通高?？倲?shù)①的比例作為衡量高等教育形式結(jié)構(gòu)優(yōu)化的指標(biāo)。在我國目前高等教育資源相對緊張的條件下,民辦高等教育是高等教育的重要組成部分,對區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展具有重要的意義。如圖4所示,第一象限是民辦高校比重大,高教經(jīng)濟(jì)獻(xiàn)率高的地區(qū)。上海、遼寧等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),民辦高等教育發(fā)展的社會環(huán)境較好;而江西、湖北、湖南、吉林等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),僅靠政府部門來提供高等教育經(jīng)費,不能滿足人們接受高等教育的需求,應(yīng)適度發(fā)展民辦高等教育。湖北省依托母體高校舉辦獨立學(xué)院,江西省結(jié)合經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展需要大力發(fā)展民辦高校的模式,較好地適應(yīng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也較高。第二象限是民辦高校比重小,高教經(jīng)濟(jì)獻(xiàn)率高的地區(qū)。北京等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),由于師資以及辦學(xué)層次等因素,民辦高校不能滿足區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要,其發(fā)展較為緩慢;而山西、河南、安徽、新疆等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),國有經(jīng)濟(jì)比重較大,對人才需求的數(shù)量、結(jié)構(gòu)、類型單一。這些地區(qū)民辦高校比例低不是高等教育發(fā)展問題中的主要矛盾,在民辦高校比例低的情況下,高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻較高。第三象限是民辦高校比重小,高教經(jīng)濟(jì)獻(xiàn)率低的地區(qū)。天津等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展對人才具有多樣化的需求,其民辦高校比例與區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不協(xié)調(diào);而青海、、內(nèi)蒙古、貴州、海南等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),高等教育規(guī)模小,不能滿足區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的需要,民辦高校比例低只是其高等教育發(fā)展問題中的一個方面而已。這些地區(qū)民辦高校比例低是導(dǎo)致其高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率低的原因之一。第四象限是民辦高校比重大,高教經(jīng)濟(jì)獻(xiàn)率低的地區(qū)。廣東、浙江、山東等經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū),社會發(fā)展需要多樣化的人才結(jié)構(gòu),民辦高校比例問題不是其高等教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不相協(xié)調(diào)的主要方面;而河北、陜西、云南等經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平低,對人才需求的數(shù)量和類型要求均不高,民辦高等教育的較快發(fā)展與較低的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平之間不協(xié)調(diào)。這些地區(qū)在民辦高校比重大的情況下,區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻較低。此外,區(qū)域高等教育管理體制結(jié)構(gòu)、區(qū)域高等教育效率、國家重點學(xué)科的區(qū)域分布與高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率之間關(guān)系的分析思路同上。分析結(jié)果表明:上述三個因素對應(yīng)的與區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率之間存在相關(guān)關(guān)系的地區(qū)數(shù)分別為:16、13、17(如圖5所示),由于篇幅所限,具體分析過程從略。
四、影響區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率差異的核心性內(nèi)部因素及其原因
從整體上看,高等教育規(guī)模、層次、投入水平是影響區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率差異的三項最為重要的因素。首先從高等教育規(guī)模上看,我國目前高等教育整體規(guī)模較小,截止到2007年11月底,我國就業(yè)人員中受過大專以上教育的勞動者的比例為6•65%,其中大學(xué)?？啤⒈究?、研究生層次的勞動者的比例分別為4•32%、2•13%、0•20%。當(dāng)前我國一方面存在著非常嚴(yán)峻的大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)難的問題;另一方面存在著企事業(yè)單位找不到合適人才的問題。這說明我國高等教育發(fā)展存在著“總量不足,結(jié)構(gòu)失衡”的問題?？梢詺w結(jié)到高等教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展之間更深層次的不協(xié)調(diào)性因素,包括高等教育的學(xué)科結(jié)構(gòu)、專業(yè)結(jié)構(gòu)、課程設(shè)置以及人才培養(yǎng)模式等。其次,高等教育層次結(jié)構(gòu)是影響區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率差異的第二位核心性因素,這主要是因為我國高等教育的發(fā)展具有一定的壟斷性和相對獨立性。雖然目前我國高等教育實行中央和地方兩級辦學(xué),但是地方政府的權(quán)限相對有限,在區(qū)域高等教育的發(fā)展上難以有較大的作為,高等教育的最終審批權(quán)掌握在中央政府手中,同時我國區(qū)域高等教育的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平之間存在著非同步性,這在高等教育發(fā)展層次上的表現(xiàn)也比較明顯,主要表現(xiàn)為兩種類型,一是區(qū)域高等教育發(fā)展水平超前于經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的水平,其典型代表是陜西和湖北省;二是區(qū)域高等教育發(fā)展水平滯后于區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平,典型代表是廣東、福建、山東、浙江等地區(qū),這種狀況不利于區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的提高。再次,高等教育經(jīng)費投入是制約區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率差異的第三位核心性因素。這主要是因為我國實行高校擴(kuò)招以來,隨著高等教育規(guī)模的擴(kuò)大,我國普通高校生均教育經(jīng)費卻呈現(xiàn)出持續(xù)下降的趨勢。這主要是因為我國財政性教育經(jīng)費占GDP的比重一直低于發(fā)展中國家4%的平均水平,近年來,我國教育經(jīng)費中的大部分用于普及九年義務(wù)教育,造成高等教育經(jīng)費相對緊張的局面,地方普通高校普遍存在著嚴(yán)重的負(fù)債問題。高等教育經(jīng)費投入不足會影響到高等教育發(fā)展的質(zhì)量,制約區(qū)域高等教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率水平的提高。
表示教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的方法有多種,概括起來看,可以從估算以下四個方面的指標(biāo)值入手①:(1)教育對新增國民收入額的貢獻(xiàn)比例,即由教育所帶來的國民收入的增加量(ΔYe)占國民收入總增加量(ΔY)的比例(ΔYe/ΔY)。(2)教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)比例,即把教育當(dāng)作一個生產(chǎn)要素,由教育這個要素投入所帶來的那部分國民收入的增長速度(ye)占國民收入總增長速度(y)的比例(ye/y)。(3)教育對新增勞動生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)比例,即由教育所帶來的勞動生產(chǎn)率(勞動力的人均國民收入水平)的增加量(Δ(Y/L)e)占總勞動生產(chǎn)率增加量(Δ(Y/L))的比例(Δ(Y/L)e/Δ(Y/L))。(4)教育對勞動生產(chǎn)率增長速度的貢獻(xiàn)比例,即由教育這一生產(chǎn)要素所帶來的勞動生產(chǎn)率的增長速度(Se)占總勞動生產(chǎn)率增長速度(Sy)的比重(Se/Sy)。目前所見到的方法,主要是從前兩個方面入手來衡量教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),下面主要介紹前兩方面的估算方法。
二、估算教育對國民收入增長額的貢獻(xiàn)率的方法
1.舒爾茨的教育投資收益率估算方法
在西方,舒爾茨被認(rèn)為是就教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)做定量分析的第一人。②柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(Cobb—DouglasProductionFunction)是西方眾多估算方法的根據(jù),也是舒爾茨、丹尼森的估算方法的基礎(chǔ),這里簡單介紹一下此函數(shù)。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯和數(shù)學(xué)家柯布于20世紀(jì)30年代,在研究1899—1922年美國制造業(yè)勞動和資本對生產(chǎn)的作用時得出一個生產(chǎn)函數(shù)③。Y=AKαLβ其中,Y代表產(chǎn)出量;K代表資本投入量;L代表勞動投入量;A為不變的“效率系數(shù)”;指數(shù)α和β代表資本和勞動在總產(chǎn)量中的相對比重,且α>0,β>0,α+β=1。根據(jù)美國20世紀(jì)的統(tǒng)計資料估算出α和β分別約為0.25和0.75,表明這一期間,資本所得和勞動所得對總產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率分別為25%和75%。參數(shù)α和β還可以稱之為產(chǎn)出關(guān)于資本和勞動的彈性。因為根據(jù)柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),存在著資本和勞動的邊際產(chǎn)量,分別為:Y/K=αAKα-1Lβ=α(Y/K),K/L=βAKαLβ-1=β(Y/L)。由這兩個式子得出α=(Y/K)(K/Y),β=(Y/L)(L/Y),α表示產(chǎn)出量的變動率與資本投入量的變動率的比率即產(chǎn)出的資本彈性,β表示產(chǎn)出量的變動率與勞動投入量的變動率的比率即產(chǎn)出的勞動彈性。舒爾茨以美國1929—1957年的數(shù)據(jù)為例,計算了教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。④第一步,計算1929—1957年國民收入增長額(ΔY)以及勞動力所創(chuàng)造的國民收入的余值增長額。ΔY等于報告期(1957年)國民收入(3020億美元)減去基期(1929年)國民收入(1500億美元),結(jié)果等于1520億美元。然后,求出1957年勞動力所創(chuàng)造的實際國民收入與按照1929年勞動生產(chǎn)率水平計算出來的1957年勞動力所創(chuàng)造的虛擬國民收入之差額,結(jié)果為710億美元。
其中勞動力所創(chuàng)造的那部分國民收入是通過總的國民收入乘以柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中的β值即0.75求得的。第二步,用反事實度量法,計算出1929年至1957年教育投資增量。首先計算1929年、1957年社會積累的教育資本存量。一定時期內(nèi)教育資本存量計算公式:Er=∑ni=1Ci*Bi,其中,i為畢業(yè)生的教育等級或類別的數(shù)字代碼,n代表不同教育等級或類別的個數(shù),Et為一定時期內(nèi)全部教育資本存量,Ci為i級畢業(yè)生人均教育費用,Bi為具有i級學(xué)歷或類別的就業(yè)勞動力人數(shù)。其中的各級教育畢業(yè)生費用包括社會支付費用、家庭支付費用以及為上大學(xué)或中學(xué)而放棄的收入即教育機(jī)會成本。其次,計算1957年實際教育資本存量與按照1929年人均教育投資水平計算出的1957年虛擬教育資本存量的差額,把這一差額作為1929—1957年教育投資增量,用ΔKe表示(ΔKe=2860億元)。第三步,計算1929年至1957年間平均年教育投資收益率(r)。某級教育收益率(Ri)=(X2—X1)/Ci•100%其中,X2代表本級畢業(yè)生人均年均工資收入,X1代表低一級畢業(yè)生人均年均工資收入,Ci代表本級畢業(yè)生獲得本級教育學(xué)歷的人均教育費用。平均年教育投資收益率(r)=∑3i=1Wi•Ri,式中i分別取初等、中等、高等三個級別,Wi為權(quán)重,其值為某級教育投資占總教育投資的比重,Ri為某級教育投資收益率。
按此公式計算,美國1929—1957年初等、中等、高等教育占總教育投資的比重分別為28%、45%、27%,教育投資收益率依序分別為35%、10%、11%,總的平均年教育投資收益率∶r=28%×35%+45%×10%+27%×11%=17.27%。第四步,計算教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)。公式為:Pe=(ΔKer)/ΔY,其中Pe為教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)率,ΔKe為一定時期教育投資增量,r為一定時期內(nèi)平均年教育投資收益率,ΔY為一定時期內(nèi)國民收入增量。利用上述方法,舒爾茨計算結(jié)果為,1957年美國由教育所創(chuàng)造的國民收入占總的國民收入增量Pe=2860×17.27%÷1520≈33%,占勞動所創(chuàng)造的國民收入余值增長額(710億美元)的70%。舒爾茨沒有單獨計算高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率,但是我們按照他的方法推算下去,用高等教育投資量占總教育投資的比例27%,乘以總教育資本增量(ΔKe=2860億元),求出高等教育資本增量(ΔKhe=772.2億元),再乘以高等教育收益率(11%)得84.942億元,這就是1929—1957年勞動者因接受高等教育所多獲得的收入,它占國民收入增量1520億元的的百分比為5.59%,,即1929—1957年高等教育對國民收入增長額的貢獻(xiàn)為5.59%。
我國學(xué)者曾采用舒爾茨的教育投資收益率估算方法,估算過我國特定時期的教育貢獻(xiàn)率。⑤但是這種方法在中國未必完全適合,因為它的理論前提是假定處于充分競爭的市場經(jīng)濟(jì)條件下,其理論基礎(chǔ)是建立在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的要素理論上的。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的要素理論認(rèn)為,勞動力所創(chuàng)造的邊際產(chǎn)品價值等于勞動力的價格,而勞動力所創(chuàng)造的邊際產(chǎn)品價值就是勞動力在生產(chǎn)上的貢獻(xiàn),工資是勞動力的價格,因此,工資等于勞動力在生產(chǎn)上所作出的貢獻(xiàn)。于是便以不同教育程度勞動力起止年間工資收入差別,作為其計算起止年間教育投資收益率的依據(jù)。在中國,則不同,勞動力工資收入不是通過勞動力市場競爭形成的,計劃經(jīng)濟(jì)體制下的“工資剛性”、“收入分配上的趨同性”、“收入來源的隱蔽性和多元化”、“勞動力部門所有制”等現(xiàn)象迄今依然存在,因而,工資收入基本上不能正確反映勞動力的市場價值和知識價值,也不等于他對國民收入的貢獻(xiàn)。在這種情況下,在我國采取舒爾茨方法計算出來的起止年間教育投資收益率可能很低,因而導(dǎo)致低估了教育投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。其次,舒爾茨計算教育投資收益率的方法也未必合理。即使在充分競爭的勞動力市場中,不同教育程度的勞動力的收入差別也不能全部歸因于教育程度的差別,如個人天賦、種族特權(quán)、家庭背景、社會機(jī)遇等都會直接影響收入,因此需要對收入差別進(jìn)行折算,否則便高估了教育投資收益率。這一點丹尼森已經(jīng)考慮到了,對工資收入差別用0.6做折算。再次,舒爾茨的方法并沒有涉及教育尤其是高等教育對經(jīng)濟(jì)生活中的科技進(jìn)步和制度創(chuàng)新的促進(jìn)作用,當(dāng)今時代的經(jīng)濟(jì)增長很大程度上來源于科技進(jìn)步和制度創(chuàng)新,忽視了高等教育對科技進(jìn)步和制度創(chuàng)新的作用,便低估了教育尤其是高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。
2.勞動力質(zhì)量修正法
這種方法不是在生產(chǎn)函數(shù)中增加一個教育因素,而是在考慮教育對勞動力質(zhì)量作用的前提下,通過某種簡化系數(shù),使勞動力質(zhì)量的提高轉(zhuǎn)化為勞動力數(shù)量的增加。通過計算一定時期內(nèi),由于教育的作用而增加的那部分勞動力所創(chuàng)造的國民收入量,占國民收入總增加量的比例,從而估算出教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。1924年,前蘇聯(lián)經(jīng)濟(jì)學(xué)家、前蘇聯(lián)社會科學(xué)院院士斯特魯米林發(fā)表了著名的論文《國民教育的經(jīng)濟(jì)意義》,在世界上首次以工資為尺度確定勞動簡化系數(shù),對勞動力質(zhì)量進(jìn)行修正,計量了前蘇聯(lián)20年代教育對國民收入的貢獻(xiàn)。⑥此后,前蘇聯(lián)學(xué)者科馬洛夫于1972年在《培養(yǎng)和使用專門人才的經(jīng)濟(jì)問題》⑦一文中,根據(jù)受教育年限長短的不同,確定了具有不同教育程度的勞動者的勞動復(fù)雜程度系數(shù),以此勞動復(fù)雜程度系數(shù)作為勞動力質(zhì)量修正尺度,計算了前蘇聯(lián)1960年—1975年期間,整個教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)為37.1%。前蘇聯(lián)學(xué)者C.Л.科斯塔年在《教育經(jīng)濟(jì)學(xué)的對象與方法》一書中,則以教育費用的不同作為勞動力質(zhì)量修正的尺度,計算了前蘇聯(lián)1965年—1970年教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)率為18%。我國學(xué)者曲楨森以工作年總課時(等于某級教育畢業(yè)生受課的總時數(shù)×該級畢業(yè)生一生的工作年數(shù))數(shù)作為勞動力質(zhì)量修正尺度,采用類似科馬洛夫的計算程序,計算我國1952年—1978年教育對國民收入增長額的貢獻(xiàn)率為17.6%。
韓宗禮先生則以教育年限為勞動力質(zhì)量修正系數(shù),采用類似于科斯塔年和科馬洛夫的算法,分別計算了我國1964—1982、1964—1987年教育對國民收入增長額的貢獻(xiàn)。⑧有的學(xué)者以各級畢業(yè)生人均教育培養(yǎng)費用或人均教育成本的不同作為勞動力質(zhì)量修正尺度?？偟恼f來,除了質(zhì)量修正尺度不同之外,上述勞動力質(zhì)量修正方法基本上遵循下列相同的計算程序。第一步,確定勞動力質(zhì)量修正系數(shù)(Li)。如科馬洛夫確定的系數(shù):受初級教育的勞動者L1=1,初等教育以上L2=1.2,受7年教育L3=1.3,受8—9年教育L4=1.4,中等教育L5=1.6,中等專業(yè)教育和大專L6=1.9,大學(xué)本科教育L7=2.3。曲楨森確定的系數(shù):具有小學(xué)程度勞動者L1=1,初中程度勞動者L2=1.49,高中程度勞動者L3=1.88,大學(xué)程度勞動者L4=2.37。第二步,分別計算基期與報告期平均勞動力質(zhì)量修正系數(shù)(λ0、λt)。公式為:λt=ΣWitLit,其中,Wit為報告期受i級教育勞動者數(shù)量占總勞動力數(shù)量的比例;Lit為報告期受i級教育程度勞動力的質(zhì)量修正系數(shù)。同樣,基期平均勞動力質(zhì)量修正系數(shù)公式為:λ0=ΣWi0Li0。第三步,計算報告期與基期之間,由于提高勞動力教育程度所帶來的國民收入增加量(ΔYe)。公式為:ΔYe=YtLt(λt-1)/(Ltλt)-Y0L0(λ0-1)/(L0λ0)=Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0(1)其中,Yt、Y0分別為報告期與基期的國民收入,Lt、L0分別為報告期與基期的勞動力數(shù)量,λt、λ0分別為報告期與基期的平均勞動力質(zhì)量修正系數(shù)。這是根據(jù)科馬洛夫和曲楨森的算法總結(jié)出來的計算公式。
根據(jù)科斯塔年算法總結(jié)出來的計算公式為:ΔYe=Y0(λt-λ0)/λ0(2)第四步,計算教育對國民收入增長額的貢獻(xiàn)?？岂R洛夫的公式為:ΔYe/ΔY=[Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0]/(Yt-Y0)?？扑顾甑墓綖?Ye/ΔY=[Y0(λt-λ0)/λ0]/(Yt-Y0)=(λt/λ0-1)/(Yt/Y0-1)。韓宗禮的公式為∶Ye/ΔY=[(λt-λ0)Lt][Yt/(Lt(t)]/(Yt-Y0)=(λ0/λt-1)/(Y0/Yt-1)以上簡述了運用勞動力質(zhì)量修正法,計算教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)額的過程。這種算法仍有一定的缺陷。第一,無論是采用工資法、教育年限法、課時法還是教育費用法,確定勞動力質(zhì)量修正系數(shù)或者叫做簡化系數(shù),都有一定的主觀性。接受不同程度教育的勞動力在工資、教育年限、受課時數(shù)和教育費用上的差別,在多大程度上代表著勞動力質(zhì)量上和勞動生產(chǎn)率上的差別,代表著復(fù)雜勞動與簡單勞動的比例關(guān)系,是一個難以證明的問題。因為現(xiàn)實生活中,大量存在著學(xué)非所用、大才小用或者學(xué)后失業(yè)不用的現(xiàn)象。前蘇聯(lián)學(xué)者和我國學(xué)者與西方學(xué)者相比,在經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)上有差異,前者一般堅持的政治經(jīng)濟(jì)學(xué)理論,認(rèn)為一切新價值都是由勞動力創(chuàng)造的,資本不創(chuàng)造新價值,只是在生產(chǎn)過程中使其自身價值實現(xiàn)轉(zhuǎn)移。因此,在核算國民收入的增量時,把國民收入的增加主要歸因于勞動力數(shù)量和勞動生產(chǎn)率(包括勞動力質(zhì)量)上的提高。從公式⑴和⑵中可以看出來。報告期與基期的(Ye的計算式子中并沒有乘以一個類似于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中的β系數(shù),但是這并不影響最終計算結(jié)果,因為如果乘以β系數(shù),最終也會被約分掉的。后者則堅持西方國民收入核算理論(SNA),認(rèn)為GNP(國民生產(chǎn)總值)和NI(國民收入)是由勞動、資本、土地這些生產(chǎn)要素共同創(chuàng)造的。第二,采用這種質(zhì)量修正方法計算出來的教育貢獻(xiàn)率一般值都很大。原因在于假定修正系數(shù)或簡化系數(shù)與新創(chuàng)造的價值或勞動生產(chǎn)率有直接的因果聯(lián)系。勞動者提高的生產(chǎn)能力全部歸因于多接受的教育。事實上,這是不正確的。
三、估算教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)率的方法
西方傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為:國民收入的增長是勞動力、資本、土地三要素作用的結(jié)果,假設(shè)土地是固定不變的,假定技術(shù)變化率體現(xiàn)在資本存量的改進(jìn)中,那么,投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的過程可以被描述為一個生產(chǎn)函數(shù)∶Y=Y(L,K)。那么,總的產(chǎn)出增長率應(yīng)該等于投入要素勞動力增長率和資本的增長率之和。但事實上,國民收入的增長率大于勞動與資本的投入增長率之和,二者的差額被稱為余值增長率。究其原因,可能有多種,如科技進(jìn)步、規(guī)模報酬遞增、勞動者質(zhì)量提高、制度創(chuàng)新等,但余值增長率存在的根本原因,舒爾茨認(rèn)為是人力資本投資,主要是教育投資,導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率提高,進(jìn)而導(dǎo)致國民收入快速增長。丹尼森則進(jìn)一步尋找了導(dǎo)致余值增長率的各種因素(包括教育因素)及其各自的貢獻(xiàn),并把最后無法解釋的余值增長率歸因于知識進(jìn)展及其作用。按照丹尼森的觀點,勞動不僅有數(shù)量方面,且有質(zhì)量方面的構(gòu)成因素。如果把教育作為構(gòu)成成熟勞動質(zhì)量方面的一個因素,人均勞動小時數(shù)和同質(zhì)工人的數(shù)量可以看作是勞動的數(shù)量方面因素。那么,Cobb—Douglas函數(shù)可以變?yōu)?Y=AKα(LE)β。式中,Y代表國民收入產(chǎn)出量,A代表技術(shù)水平,K代表資本投入量,L為不包含教育質(zhì)量因素的勞動投入量,E代表教育投入量。對此式兩邊求對時間t的全導(dǎo)數(shù),且兩邊同時除以Y,經(jīng)過推導(dǎo),可得國民收入產(chǎn)出增長速度模型:y=a+αk+βl+βe。其中,y代表國民收入年增長率,a代表年技術(shù)進(jìn)步率,k代表資本投入量年增長率,l代表不含教育質(zhì)量因素的勞動年增長速度,e代表教育投入量年增長速度,α、β分別為產(chǎn)出對資本、勞動的彈性。因此,教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)可以表示為:ye/y•100%=βe/y•100%。(其中,ye代表由教育的作用所帶來的國民收入增長率,y代表國民收入總的增長率)。在上述模型的基礎(chǔ)上,計算教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)的方法具有代表性的有兩種:一是美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森(E.F.Denison)的教育量簡化指數(shù)法。二是某些學(xué)者所采用的勞動生產(chǎn)率指數(shù)法。
1.教育量簡化指數(shù)法美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森于1962年出版的《美國經(jīng)濟(jì)增長的來源和我們面臨的選擇》一書,是他進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長來源的分析和估計的第一本著作。1974年出版的《1929—1969年美國經(jīng)濟(jì)增長的核算》一書,對他所使用的分析方法作了比較詳細(xì)的敘述。1985年出版的《1929—1982年美國經(jīng)濟(jì)增長的趨勢》一書,進(jìn)一步闡述了他的經(jīng)濟(jì)增長因素分析方法。丹尼森在作經(jīng)濟(jì)增長因素分析時,將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行分解,最多分解出23個因素,并將這些因素的投入量分為全部要素投入量和單位投入量的產(chǎn)出量(即要素產(chǎn)出效率)兩大類,教育被看作是全部要素投入量中的一個投入要素。1985年他對美國1929—1985年經(jīng)濟(jì)增長的核算中得出,國民收入年均2.92%的增長率中,有0.4%歸因于教育的貢獻(xiàn),這相當(dāng)于教育對國民收入增長率的貢獻(xiàn)為:0.4%÷2.92%×100%=13.7%。我國學(xué)者史清琪、秦寶庭等采用丹尼森的算法計算了我國1952—1987年國民收入增長速度為6.76個百分點,其中教育占0.86個百分點⑨,教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)為12.72%。丹尼森計量教育對經(jīng)濟(jì)增長率(速度)貢獻(xiàn)的方法是:第一步,確定各教育年限的收入簡化指數(shù)。根據(jù)某年受不同教育程度的勞動者的年人均收入差別確定該年收入簡化指數(shù)。以受過8年教育的男性勞動力的年人均收入為100%,以此為標(biāo)準(zhǔn),折算出其他不同教育年限程度者在收入上的相對百分比差別即收入指數(shù),從而確定由于教育年限的不同所導(dǎo)致的年人均收入簡化指數(shù)上的差別。由于考慮到收入上的相對差別并不是全部由教育所導(dǎo)致的,假定同期收入差別中有3/5是由教育引起的,于是對收入簡化指數(shù)的差別進(jìn)行調(diào)整,使其差別縮小為原差別的3/5。第二步,計算報告期年和基期年的教育量簡化指數(shù)(%)。某年教育量簡化指數(shù)(%)=Σ(該年某教育年限的收入簡化指數(shù)×該年同一教育年限勞動力數(shù)量占總勞動力數(shù)量的比例)。第三步,計算全期教育量指數(shù)增長系數(shù)(Ge)和每年平均增長系數(shù)(r)。全期增長系數(shù)Ge=報告期教育量簡化指數(shù)(%)-基期教育量簡化指數(shù)(%)。設(shè)基期年教育量簡化指數(shù)為100%,則報告期教育量指數(shù)增加到100%+Ge,設(shè)每年教育量指數(shù)平均增長率為r,采用水平法計算:1×(1+r)t=1+Ge,r=(1+Ge)1/t-1,(其中,t為報告期與基期之間相差的年數(shù))。第四步,計算教育量增長導(dǎo)致的每年國民收入增長率(ye)。設(shè)工資在全期國民收入中的比例即產(chǎn)出對教育投入的彈性系數(shù)為β,則ye=βr。第五步,計算教育對國民收入增長率的貢獻(xiàn)(ye/y)。設(shè)國民收入全期年均增長率為y,則ye/y=βr/y•100%。此外,丹尼森認(rèn)為知識進(jìn)展所帶來的產(chǎn)出增長率中,只有3/5是教育作用的結(jié)果,因此應(yīng)該把這3/5的部分加總到教育的貢獻(xiàn)中去。
雖然11.5%的經(jīng)濟(jì)增長率令人欣喜，但烏拉圭依舊難以逃脫金融危機(jī)對實體經(jīng)濟(jì)的沖擊：由于傳統(tǒng)歐美大國經(jīng)濟(jì)低迷，烏拉圭的出口貿(mào)易額持續(xù)萎縮。為減緩全球危機(jī)對出口的不利影響，擴(kuò)大對華貿(mào)易，2009年春，烏拉圭總統(tǒng)塔瓦雷?巴斯克斯率領(lǐng)由財經(jīng)部長阿爾瓦羅?加西亞和70多名企業(yè)家組成的政府代表團(tuán)前往中國訪問。
“外資在烏拉圭的投資主要集中在港口、燃料、道路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、公共事業(yè)等領(lǐng)域。烏拉圭希望進(jìn)一步增加與發(fā)展中國企業(yè)在以上領(lǐng)域的投資。”加西亞在接受《中國聯(lián)合商報》記者專訪時表示。
降低債務(wù)水平
《中國聯(lián)合商報》：金融危機(jī)讓世界經(jīng)濟(jì)深陷泥沼。相比傳統(tǒng)歐美大國，中國、拉美國家等新興經(jīng)濟(jì)體金融業(yè)雖然受沖擊較小，但由于世界市場需求量下降，這些國家的對外貿(mào)易也遭受不利影響。烏拉圭最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2009年2月，烏拉圭出口比2008年同期下降20.2%，是連續(xù)出現(xiàn)下降的第4個月。目前，烏拉圭實體經(jīng)濟(jì)受影響的具體情況如何？
加西亞：當(dāng)前的金融危機(jī)的影響已經(jīng)從金融領(lǐng)域延伸到實體經(jīng)濟(jì)。就烏拉圭經(jīng)濟(jì)來講，直接受到?jīng)_擊的是由于國際市場需求的萎縮所導(dǎo)致的出口產(chǎn)品價格的下降。一年前，烏拉圭出口產(chǎn)品的價格還位于歷史最高值。但是現(xiàn)在，烏拉圭商品的價格已經(jīng)急劇萎縮。除此之外，烏拉圭還面臨著具體的市場和產(chǎn)業(yè)方面的問題。
為應(yīng)對不利局面，烏拉圭政府謹(jǐn)慎地采取了相應(yīng)的措施。同時，政府更加重視和保障投資者的利益。經(jīng)過一段時間的調(diào)整，烏拉圭大幅降低了債務(wù)水平。就當(dāng)前來看，烏拉圭國家負(fù)債并沒有出現(xiàn)顯著增加。目前，烏拉圭國家信用風(fēng)險指數(shù)水平同其他新興國家的信用風(fēng)險指數(shù)水平相當(dāng)。
《中國聯(lián)合商報》：投資烏拉圭的企業(yè)數(shù)量自上世紀(jì)90年代開始呈迅速增長的趨勢。投資對GDP增長的貢獻(xiàn)率一度達(dá)到10%。最近幾年，這一數(shù)字最高增至17%。在經(jīng)濟(jì)形勢并不向好的今天，烏拉圭吸引外資的發(fā)展趨勢如何？
加西亞：2008年爆發(fā)的國際金融危機(jī)造成了目前復(fù)雜的國際形勢。金融危機(jī)并不意味著烏拉圭就要放棄自己的權(quán)利和目標(biāo)。通過全世界的共同努力，世界經(jīng)濟(jì)同樣可以因禍得福。在國際投資貿(mào)易中，烏拉圭既有給予也有索取。烏拉圭向世界市場提供高質(zhì)量的牛羊肉、皮革、乳制品、大米、大豆、酸性水果、木材等產(chǎn)品。與此同時，烏拉圭也希望得到高質(zhì)量的投資――投資項目既對投資者有利，也造福烏拉圭社會。預(yù)計將來外商投資對烏拉圭經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率將超過20%。
南共市優(yōu)勢
《中國聯(lián)合商報》：在傳統(tǒng)發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)日益蕭條之時，新興經(jīng)濟(jì)體以其富有潛力的市場、穩(wěn)健的金融、經(jīng)濟(jì)體系等優(yōu)勢在世界市場中嶄露頭角，吸引著越來越多的投資者的目光。在龐大的新興市場中，烏拉圭有何獨特的優(yōu)勢？
加西亞：烏拉圭是南美洲的一個小國，人口只有330萬，面積也只有17.7萬平方公里。2008年，烏拉圭的國內(nèi)生產(chǎn)總值是304.53億美元，折算成人均GDP是9200美元，達(dá)到了11.5%的經(jīng)濟(jì)增長率。在當(dāng)前危機(jī)的形勢下，預(yù)計2009年烏拉圭的GDP增長率為3%。
烏拉圭位于阿根廷和巴西之間，同阿根廷、巴西、巴拉圭組成了南方共同市場。這一市場共有2.65億的消費者。玻利維亞、智利、墨西哥和委內(nèi)瑞拉是南方共同市場的聯(lián)系國。投資者如果將烏拉圭同整個南共市聯(lián)系起來，可通過進(jìn)駐烏拉圭打開通往該市場的大門。
烏拉圭在投資方面有獨特優(yōu)勢，如政府對資金回流方面沒有限制、對投資類型項目免征稅等等。
值得一提的是，烏拉圭還可以提供價值不菲的無形資產(chǎn)：人民和睦相處的生活價值、教育、工作能力和熱情，以及市場對所有參與者一視同仁的游戲規(guī)則。烏拉圭人做生意一向光明磊落。
《中國聯(lián)合商報》：自上世紀(jì)90年代以來，烏拉圭實行了新自由主義的經(jīng)濟(jì)政策，在推進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的同時更加注重非傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，并且積極參與地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化。從此次來華的代表團(tuán)中也可以看到，參加此次洽談會的企業(yè)涉及羊毛、食品、木材、汽車、電信、礦業(yè)、皮革、工程咨詢和服務(wù)等多個行業(yè)。當(dāng)前烏拉圭急需哪些領(lǐng)域的合作伙伴？
加西亞：不論本國企業(yè)還是外國企業(yè)，烏拉圭政府一直對它們采取一視同仁的態(tài)度。經(jīng)濟(jì)低迷的當(dāng)下，烏拉圭為吸引投資者，在稅收方面對投資者進(jìn)行了減免。烏拉圭企業(yè)同外國投資者的合作項目涉及基礎(chǔ)建設(shè)、物流和能源、汽車工業(yè)、化學(xué)、醫(yī)藥、旅游等領(lǐng)域。烏拉圭正在努力促進(jìn)與世界各國具有高質(zhì)量、創(chuàng)新能力的企業(yè)建立合作關(guān)系，以實現(xiàn)高效、透明的管理制度基礎(chǔ)上的專業(yè)化。這一過程將涉及農(nóng)產(chǎn)品加工、生物技術(shù)、軟件工業(yè)等領(lǐng)域。
《中國聯(lián)合商報》：一方面，提起烏拉圭，中國企業(yè)家想到的或許是遙遠(yuǎn)的距離和難以理解的語言；另一方面，中國與烏拉圭同為發(fā)展中國家，在外交、經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展政策方面有許多共同點。中烏兩國企業(yè)應(yīng)如何克服投資貿(mào)易的不利因素，在相互尊重的基礎(chǔ)上實現(xiàn)雙方的合作雙贏？
關(guān)鍵詞：教育；經(jīng)濟(jì)增長；貢獻(xiàn)率；模型
中圖分類號：F12文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2010）36-0015-03
教育與經(jīng)濟(jì)增長到底有多大的關(guān)聯(lián)性，人們通常采用定性分析和定量分析來衡量它。如果僅靠定性分析，很難讓人信服，若能通過某些值得依賴的數(shù)學(xué)手段，得出具體的結(jié)果，這對人們轉(zhuǎn)變對教育的看法，是十分有價值的。20世紀(jì)60年代以來，國內(nèi)外已經(jīng)有不少學(xué)者采用定量分析的手段，對這一問題進(jìn)行了探索。
一、教育對經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)率的各種模型
（一）舒爾茨的余值法
舒爾茨提出了如下假設(shè)：（1）國民收入的增加與社會教育資本存量的增加有大關(guān)系；（2）以1940年為基準(zhǔn)，換算各計算年的社會教育總年限，以1956年的價格進(jìn)行調(diào)整。（3）土地對國民收入的貢獻(xiàn)忽略不計；（4）勞動力和資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分別為75%和25%。在以上假設(shè)的基礎(chǔ)上，舒爾茨余值法共分四步：第一步，計算國民收入余量及與勞動有關(guān)的各種余量。舒爾茨計算出1929―1957年美國國民收入大約增加了1 520億美元，其中的710億美元是與教育資本存量的增加有關(guān)。第二步，計算教育資本存量的余量。舒爾茨計算出1929―1957年美國教育資本存量增加了2 860億美元，如果能夠得到在這一期間的教育收益率，就可得到純粹歸因于教育的貢獻(xiàn)值。第三步，計算教育收益率。為了說明教育資本存量增長額（2 860億美元）對國民收入增長作了多少貢獻(xiàn)，舒爾茨進(jìn)一步計算出了美國各級教育投資的收益率，并以各級教育資本存量在教育資本存量總額呈的比重，計算出了教育投資的平均收益率為17.3%。第四步，計算教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)。1929―1957年美國教育資本存量增加了2 860億美元，如果以教育收益率9%、11%和17.27%來計算，1929―1957年純粹歸因于教育質(zhì)量的提高而引起國民收入的增加額分別為：257.4億美元、314.6億美元和493.9億美元。
（二）丹尼森的經(jīng)濟(jì)增長因素法
這種計算方法是由美國著明的經(jīng)濟(jì)學(xué)家愛德華?丹尼森（E.Denison）提出來的。他在1962年出版的《美國經(jīng)濟(jì)增長因素和我們的選擇》一書中，對美國1929―1957年經(jīng)濟(jì)增長的因素做了分析。丹尼森用一定的計量經(jīng)濟(jì)分析方法推算出諸因素對國民收入年平均增長率的貢獻(xiàn)（見表1）[2]。
從上表我們可以看出，1929―1957年教育對美國國民收入增長貢獻(xiàn)率為23%。
第一步，求各級受教育勞動者收入的簡化系數(shù)。丹尼森根據(jù)1960年美國人口普查資料，統(tǒng)計25歲以上男性工人按教育年限分組的收入。將受過8年學(xué)校教育工人工資收入定為100，以此求出其他教育年限工人工資簡化系數(shù)。第二步，調(diào)整簡化系數(shù)。因為各級勞動力工資差別并非全是教育程度的差別所造成的，丹尼森只把其中的3/5當(dāng)做教育的作用，調(diào)整之前和調(diào)整之后的各級教育平均收入的簡化系數(shù)（如表2所示）[2]：第三步，分別計算1957年和1929年加總的各教育年限平均勞動簡化系數(shù)。以1929年為例，1929年加總的各教育年限平均勞動簡化系數(shù)=∑（各教育年限的簡化系數(shù)×各教育年限的就業(yè)者比例）。第四步，計算1957年比1929年加總系數(shù)的年度增長率。根據(jù)第三步，我們可以得知，1957年比1929年總系數(shù)增長了29.6%，因此我們可以求出年度增長率為0.93%。第五步，計算教育對國民收入增長的貢獻(xiàn)率。因為勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)是0.73，所以教育在國民收入增長中的百分比是0.93×0.73=0.67。1929―1957年國民收入年均增長率為2.93%，因此教育在國民收入年均增長率中的貢獻(xiàn)應(yīng)為0.67%÷2.93%×100%=23%。
丹尼森認(rèn)為，知識增進(jìn)作用的0.59%，也只有3/5是教育的作用，因此全部來自教育的貢獻(xiàn)率應(yīng)為：（0.67%+0.59%×3/5）÷2.93%×100%=35%。
（三）總課時數(shù)簡化法和勞動生產(chǎn)率簡化法
1.總課時數(shù)簡化法。總課時數(shù)簡化法由中央教育科學(xué)研究所研究人員曲楨森于20世紀(jì)80年代提出的，以總課時作為勞動簡化尺度計算教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。其計算方法與過程如下：
第一步，計算各教育階段學(xué)生總課時數(shù)。根據(jù)國家頒布的教學(xué)計劃，各教育階段畢業(yè)生總課時數(shù)為：小學(xué)階段4 500課時，初中階段2 700課時，高中階段2 600課時，大學(xué)階段4 000課時。
第二步，計算各教育程度勞動者的勞動簡化系數(shù)。假定各教育階段的學(xué)制和畢業(yè)生年齡為：小學(xué)5年，畢業(yè)年齡11歲；初中3年，畢業(yè)年齡14歲；高中3年，畢業(yè)年齡17歲；大學(xué)4年，畢業(yè)年齡21歲。各級教育程度者的終身工齡為55歲。根據(jù)以上假定，各教育程度勞動者的工件年總課時分別如下：小學(xué)程度勞動者一生的工作年總課時數(shù)為4 000×（55－11）=198 000課時；初中程度勞動者一生的工作年總課時數(shù)為（2 700+4 500）×（55－14）=295 200課時；高中程度勞動者一生的工作年總課時數(shù)為（2 600+2 700+4 500）×（55－17）=372 400課時；大學(xué)程度勞動者一生的工作年總課時數(shù)為（4 000+
2 600+2 700+4 500）×（55－21）=469 200課時。假定具有小學(xué)程度勞動者一生的工作年總課時數(shù)為1，則初中程度勞動者為1.49，高中程度勞動者為1.88，大學(xué)程度勞動者為2.37。
第三步，計算平均勞動簡化系數(shù)。其計算公式為：
=×
根據(jù)1952―1978年各級教育程度勞動者占總勞動者的比重，則我們可以求出1952年平均勞動簡化系數(shù)為1.012，
1978年平均勞動簡化系數(shù)為1.168。
第四步，計算教育對國民收入的貢獻(xiàn)。這需要1952―1978年勞動者總數(shù)、國民收入總數(shù)和平均勞動簡化系數(shù)。1952年勞動者總數(shù)為20 729萬人，1978年勞動者總數(shù)為了39 855.4萬人；國民收入總數(shù)1952年為590億元，1978年為3 000億元。根據(jù)以上指標(biāo)我們可以得知：1952年由勞動者教育程度提高而創(chuàng)造的國民收入為590×1.2%=7.08億元，1978年提高到3 000×16.8%=504億元。1952―1978年由勞動者教育程度提高所增加的國民收入為504億元-7.08億元= 496.9億元，占國民收入增長額的496.9/2 410=20.7%。
2.勞動生產(chǎn)率簡化法。勞動生產(chǎn)率簡化法的研究步驟如下：第一，假定農(nóng)業(yè)勞動者的文化程度都在初中以下，用這兩者的勞動者人數(shù)去除以產(chǎn)值，得各自的勞動生產(chǎn)率。用這兩者的勞動生產(chǎn)率之比，得到兩者的勞動生產(chǎn)率系數(shù)比。再按丹尼森系數(shù)表，得到各級教育水平勞動力的勞動生產(chǎn)率簡化系數(shù)表。第二，從有關(guān)統(tǒng)計資料中得出各級教育水平勞動力人數(shù)的比重數(shù)據(jù)，再分別乘以上述勞動生產(chǎn)率簡化系數(shù)，加總得到1952年和1978年的教育量。第三，以1952年的教育量為基數(shù)，計算出1952―1978年間教育量的增量占1952年教育量的百分比。第四，用勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)0.611，乘以教育量增量的百分比，從而得到教育工作者貢獻(xiàn)率為0.61%。
（四）沈利生―朱運法回歸法
沈利生和朱運法在他們所著的《人力資本與經(jīng)濟(jì)增長分析》一書中，用回歸分析的方法計算出固定資本存量產(chǎn)出彈性系數(shù)、人力資本存量產(chǎn)出彈性系數(shù)和其他因素產(chǎn)出彈性系數(shù)，從而計算出固定資本存量、人力資本存量和其他因素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。因為人力資本存量是用教育投入來衡量的，所以也就可以計算出教育投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。其詳細(xì)步驟如下：
第一步：詳細(xì)分析中國人力資源開發(fā)的基本情況與特點。經(jīng)過分析后他們認(rèn)為，盡管中國的勞動力資源十分豐富，但是中國勞動力的平均受教育程度太低，說明人力資源開發(fā)嚴(yán)重不足。
第二步：計算各教育層次勞動力人均人力資本存量。人均人力資本存量可用下式來表示：
Mi=Fi×Ni
上式Mi表示第i級教育層次勞動力的人均人力資本存量，F(xiàn)i表示第i級教育層次年人均教育經(jīng)費，Ni表示第i級教育層次的學(xué)制年數(shù)。
他們將中國的教育層次分成三種，即小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)，其學(xué)制分別為5年、6年和4年。那么，每個小學(xué)水平勞動力、中學(xué)水平勞動力和大學(xué)水平勞動力的人力資本存量分別為：
M1=F1×N1=F1×5=5F1
M2=F1×N1+F2×N2=M1+F2×6=M1+6F2
M3=F1×N1+F2×N2+F3×N3=M2+F3×4=M2+4F3
由于不同年份的價格有差異，因此不同年份的教育經(jīng)費還得用價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，這樣一個經(jīng)濟(jì)部門總?cè)肆Y本存量就可以用下式來表示：
Pj=（L1j×M1+L2j×M2+L3J×M3）/R
上式中Pj為第j經(jīng)濟(jì)部門的總?cè)肆Y本存量；L1j、L2j和L3j分別為第j經(jīng)濟(jì)部門小學(xué)、中學(xué)和大學(xué)人力資本存量，R為計算期內(nèi)平均物價指數(shù)。第三步：計算各部門1982―1995年總?cè)肆Y本存量、固定資本存量和GDP的數(shù)據(jù)。沈利生和朱運法根據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)并經(jīng)過計算，分別得到了各部門1982―1995年總?cè)肆Y本存量、固定資本存量和GDP的數(shù)據(jù)，并且得到了各部門1982―1995年總?cè)肆Y本存量、固定資本存量和GDP的增長速度。
第四步：各部門經(jīng)濟(jì)增長要素分析。沈利生和朱運法依據(jù)柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建人力資本存量增長、固定資產(chǎn)存量增長對GDP增長的貢獻(xiàn)函數(shù)。假定GDP總值為Yi （i代表年份），ΔYi為GDP的增加值；人力資本存量為Li，ΔLi為人力資本的增加值；固定資產(chǎn)存量為Ki，ΔKi為固定資產(chǎn)投資的增加值，函數(shù)的矯正系數(shù)為s，s是指由制度因素、技術(shù)進(jìn)步、自然資源條件、人力資本質(zhì)量等引致的因后兩因素?zé)o法解釋的剩余部分。則可以把人力資本與固定資產(chǎn)增量對GDP增量的貢獻(xiàn)函數(shù)表示為：
=s+α+β
其中，α、β分別為人力資本投入要素產(chǎn)出彈性和物質(zhì)資本投入要素產(chǎn)出彈性，要中求出人力資本投入要素（也即教育投入）、物質(zhì)資本投入要素和全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。
第五步：運用有關(guān)數(shù)學(xué)模型和數(shù)據(jù)，計算各部門經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。沈利生和朱運法所建立的有關(guān)數(shù)學(xué)模型用上述公式、數(shù)據(jù)，他們通過計算得出了各部門經(jīng)濟(jì)增長因素值。根據(jù)這些因素值，可以計算出物質(zhì)資本存量增長、人力資本存量增長以及全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，即：
要素投入貢獻(xiàn)率=（部門要素投入貢獻(xiàn)率×部門增加值占GDP的比重）
其他因素的貢獻(xiàn)率=1-各要素投入貢獻(xiàn)率
沈利生―朱運法回歸法利用1982―1995年時間序列數(shù)據(jù)，測算出了在此期間人力資本投入（也即教育投入）對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。
二、對各種測算模型的評價
舒爾茨余值法是建立在西方經(jīng)濟(jì)的核算體系上，以勞動和資本的產(chǎn)出彈性不變的生產(chǎn)函數(shù)為前提，這就使問題過分簡單化了，因此其結(jié)論的可信度必然降低。與舒爾茨相比，丹尼森的經(jīng)濟(jì)增長因素分析法是有所進(jìn)展的。但是，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的各種因素的作用是彼此交叉的，而丹尼森的方法是一種簡化的方法，在假定一個因素起作用的同時，其他因素沒有影響，因此具有局限性。另外，由于條件限制，舒爾茨余值法和丹尼森系數(shù)法不太適合用于教育對中國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的測算。
“總課時數(shù)簡化法”和“勞動生產(chǎn)率簡化法”是國內(nèi)出現(xiàn)比較早的兩種測算教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的方法，這兩種方法均借鑒了前蘇聯(lián)學(xué)者的勞動生產(chǎn)率法和丹尼森系數(shù)法?！翱傉n時數(shù)簡化法”簡單地把勞動量化為課時數(shù)，這種做法是值得懷疑的，因為勞動時間、性質(zhì)和內(nèi)容等與課時的性質(zhì)和內(nèi)容，是完全不同的兩個概念，況且，勞動時間的長短也未考慮進(jìn)去。所以其計算結(jié)果也難以心服。從總體上講，勞動生產(chǎn)率簡化法比總課時數(shù)簡化法要科學(xué)一些。但是，該法中系數(shù)的確定方法是值得懷疑的。因為該法一方面否定了丹尼森用收入確定系數(shù)的方法，而代之以勞動生產(chǎn)率確定系數(shù)，另一方面該法中的很多系數(shù)來自于丹尼森的系數(shù)。這就大大影響了該法結(jié)論的可靠性。朱國宏教授認(rèn)為，“勞動生產(chǎn)率法的測算基本上是失敗的”。
沈利生―朱運法利用1982―1995年時間序列數(shù)據(jù)，測算出在此期間人力資本教育投入對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，這種回歸方法比只考慮1982年和1995年兩年數(shù)據(jù)要好多了，因此其依靠的數(shù)據(jù)比較可靠。但是，這種以回歸為代表的方法，其模型中自變量僅有兩個（物質(zhì)資本投入和人力資本投入），也就是說GNP僅受這兩個因素的影響，是不太符合現(xiàn)實情況，這也是其模型的一個缺陷。
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關(guān)鍵詞：科技進(jìn)步 經(jīng)濟(jì)增長江蘇
我國經(jīng)濟(jì)高速增長主要是由大量的資本注入、廉價的勞動力投入和高能耗推動的。粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式雖然給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來了巨大的推動作用，但同時也讓我們付出了環(huán)境污染和資源浪費的代價。科學(xué)技術(shù)進(jìn)步對于促進(jìn)我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型具有重要的推動作用。測定科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的作用，是當(dāng)前科技進(jìn)步分析工作的重要任務(wù)之一①。眾多學(xué)者開始研究我國經(jīng)濟(jì)增長中是否有技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)進(jìn)步對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度等問題②。測算科技進(jìn)步、資本投入和勞動力投入對江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，可以了解江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的主要動力，找到薄弱環(huán)節(jié)，對于江蘇經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)轉(zhuǎn)型具有一定的參考價值。
一、模型闡述
目前關(guān)于科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的測度方法主要有生產(chǎn)函數(shù)計量估計方法、增長核算方法和基于信息技術(shù)的增長核算方法③?？萍歼M(jìn)步貢獻(xiàn)率測度方法使用最多的還是索洛余值法②。本文采用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和索洛余值法對江蘇省的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率、資本貢獻(xiàn)率和勞動力貢獻(xiàn)率進(jìn)行測算。生產(chǎn)函數(shù)數(shù)學(xué)形式如下:
Y=AF（K,L）=AKαLβ （1）
其中是產(chǎn)出，K是資本投入，L是勞動投入，A是某一個時刻技術(shù)水平的一個衡量指標(biāo)。α是資本投入的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動投入的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)。求全微分得：
dY/Y=dA/A+α（dK/K）+(dL/L) （2）
即索洛增長速度方程。用差分近似代替微分并進(jìn)行簡單的變形，可得測度科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的方法—索洛余值法，科技進(jìn)步率=ΔA/A
=ΔY/Y-α(ΔΚ/Κ)-β（ΔL/L）；科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率=(ΔA/A)/(ΔY/Y)；資本貢獻(xiàn)率=(ΔΚ/Κ)/(ΔY/Y)；勞動力貢獻(xiàn)率=（ΔL/L）/(ΔY/Y)。假設(shè)生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，即α+β=1，整理得：
二、江蘇省科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的實證研究
（一）變量選擇
1、產(chǎn)出量Y:地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）；2、資本投入K:固定資產(chǎn)投資額（億元）；3、勞動力投入L:從業(yè)人數(shù)（萬人）；
（二）數(shù)據(jù)的收集整理
收集1991—2010（限于篇幅部分年份數(shù)據(jù)未列入表中）年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和從業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)，并對地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資額進(jìn)行價格調(diào)整以消除價格變動的影響，調(diào)整后的數(shù)據(jù)見表1中的前5列。
在R2.14.1軟件平臺下，對數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，可得調(diào)整后的R2＝0.9949，F(xiàn)統(tǒng)計量為3736。從t值和相伴概率可知：常數(shù)項和α均通過顯著性水平為0.001的t檢驗；從擬合優(yōu)度R2及F值可以看出，回歸方程中自變量和因變量間的相關(guān)關(guān)系是成立的，且回歸效果較好。得到的回歸方程為：
其中α=0.83213，lnA=0.91842。計算可得1992—2010年江蘇省科技進(jìn)步率、科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率、資本貢獻(xiàn)率和勞動力貢獻(xiàn)率如表1中的后5列所示。
（三）數(shù)據(jù)分析
分析表明，1992—2010年間，江蘇省勞動力投入增長率比較低，最大值僅為1.10%，最低值為0.02%，平均值為0.54%；江蘇省資本投入增長率較高，平均增長率約為23.78%，最高值高達(dá)50.79%，2000年降至谷底，僅為6.09%，2000—2003年期間有短暫的持續(xù)上升，然后出現(xiàn)波動特征。江蘇省科技進(jìn)步率波動比較大，最高為43.82%，但平均值卻為－4.11%，存在以3—4年為周期的波動規(guī)律?？赡苁怯捎谛枰Y金投入，科技進(jìn)步為經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮作用具有一定的滯后性，從科技研發(fā)到科技應(yīng)用需要一定的周期，因此在短期內(nèi)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率可能為負(fù)值。
1992—2010年間，江蘇省資本貢獻(xiàn)率非常高，均值約為124.46%，最高達(dá)221.09%，最低也達(dá)到66.14%。江蘇省勞動力貢獻(xiàn)率相對較低，均值為3.23%。綜述分析可以得出：資本投入是江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的主要動力；科技進(jìn)步對江蘇的經(jīng)濟(jì)增長也起到重要的推動作用，但波動較大；勞動力投入對江蘇的經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率較低?？萍歼M(jìn)步貢獻(xiàn)率對資本貢獻(xiàn)率有“抵消”作用的一種可能原因是：測算出的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率中包含宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控等因素，政府為了限制經(jīng)濟(jì)增長過熱的情況，往往進(jìn)行調(diào)控，而這一部分“抵消”作用反應(yīng)在科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率這一測算指標(biāo)上。
三、結(jié)論
對江蘇省1992—2010年科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率進(jìn)行測算，發(fā)現(xiàn)個別年份出現(xiàn)大起大落的波動情況，可能是由于測算出的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率不是“純科技進(jìn)步”且受到宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整或要素投入周期性影響的緣故。從資本貢獻(xiàn)率來看江蘇省資本投入是其經(jīng)濟(jì)增長的主要動力。從勞動力貢獻(xiàn)率來看，其均值為3.23%，且相對穩(wěn)定。勞動力投入對其經(jīng)濟(jì)增長的影響比較微弱。從科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率來看，科技進(jìn)步對江蘇的經(jīng)濟(jì)增長也起到重要的推動作用。由此可見，目前江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的最主要動力是大量的資本投入，科技進(jìn)步水平還需要進(jìn)一步提升，只有這樣才能實現(xiàn)向集約式經(jīng)濟(jì)增長模式的平穩(wěn)轉(zhuǎn)型。
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關(guān)鍵詞：土地要素；土地出讓金；經(jīng)濟(jì)增長；廣州
中圖分類號：F301 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）14-0062-04
一、背景
土地作為生產(chǎn)要素以及社會、經(jīng)濟(jì)、政治、文化等各項活動的載體，是制約經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，是支撐區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的自然資源。
土地出讓金制度是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要成就之一，它是通過無償劃撥獲得土地使用權(quán)的方式轉(zhuǎn)變?yōu)楸仨毻ㄟ^繳納土地出讓金才能獲得土地使用權(quán)，來實現(xiàn)土地資源向土地資產(chǎn)的轉(zhuǎn)化。這種土地使用權(quán)的市場化交易，使地方政府?dāng)U展了收入來源，也獲得了大量收益。據(jù)統(tǒng)計，2010年全國土地出讓金已達(dá)到29 397億元，同比增長106.2%，而2010年的財政收入為8.31萬億元，土地出讓金占35%。有些地方政府的土地出讓金收入占到了財政收入的一半，有的作為預(yù)算外收入甚至超過了財政收入。我國各個城市和地區(qū)的實踐表明，土地出讓金對于城市經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要作用[1]。賈奇峰等（2006）認(rèn)為，土地出讓金調(diào)動了地方政府的財政積極性，激發(fā)了地方政府的趨利行為。汪利娜（2009）指出，針對土地出讓金建立收支專戶，并將土地出讓金全額納入地方預(yù)算，從而實現(xiàn)透明化管理。辛波等（2010）在探討土地財政與GDP 增長的相關(guān)性研究中，將土地出讓金作為土地財政的一部分進(jìn)行實證分析，認(rèn)為土地財政對經(jīng)濟(jì)有較強(qiáng)的影響，經(jīng)濟(jì)增長過度依賴土地財政。
土地要素一直被認(rèn)為是推動中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要因素。特別是2004年中央政府明確提出運用土地政策參與宏觀調(diào)控以來，量化土地投入對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，已成為學(xué)者和政府部門關(guān)注的熱點問題。在測度要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率時，基于要素價值而非數(shù)量的計量模型的研究結(jié)果會更準(zhǔn)確。而中國土地市場的出現(xiàn)使土地價格逐步顯化，因此，直接測度土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率變得可能。國內(nèi)外學(xué)者對土地要素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系已作了許多研究。黃裕婕等（2000）對福建省各市土地生產(chǎn)力與土地利用關(guān)系進(jìn)行了檢驗[2]。王愛民等（2005）用二次函數(shù)的形式研究了深圳市土地投入總量與經(jīng)濟(jì)總量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)深圳市土地對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為0.166[3]。熊鷹等（2006）對湖南省城市化中的土地問題進(jìn)行了數(shù)據(jù)分析，提出了城市化與土地利用協(xié)調(diào)發(fā)展的觀點[4]。李明月等（2005）研究了土地要素投入對上海市經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，得出土地對上海經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為4.74%，與資本和勞動對上海經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率4.35%和3.40%基本相當(dāng)[5]。
由上述可知，目前對土地出讓金制度的研究大多集中于對其所引發(fā)的消極問題的分析，且多是定性研究，而缺少在土地出讓和土地要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率比較分析方面的研究。因此，有必要重點研究隨著城市化進(jìn)程和城市邊界的擴(kuò)大，在地方政府成為利益主體的背景下，分析土地出讓金規(guī)模與土地要素投入力度對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，探討處于不同發(fā)展階段的城市的土地出讓金和土地要素投入貢獻(xiàn)率的變化規(guī)律，從而為土地出讓金制度改革和土地市場化改革提供理論依據(jù)，提高實施效果。
二、理論方法
（一）理論與方法
在定量分析要素投入對于經(jīng)濟(jì)增長時，大多數(shù)學(xué)者都利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D函數(shù)）構(gòu)建分析模型，其基本形式為：
Y=AeλtLαRβμ （1）
式中，Y、L和R分別表示為t時間的為資本總產(chǎn)出、勞動力投入和資本投入，α和β表示為勞動力和資本投入要素的彈性產(chǎn)出，表示該生產(chǎn)要素的投入改變對于資本總產(chǎn)出的影響；A為非零常數(shù)，λ為科技貢獻(xiàn)率，μ為隨機(jī)干擾項。
傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)未考慮土地要素作為生產(chǎn)要素對于經(jīng)濟(jì)的影響，根據(jù)CD函數(shù)原理，為了測算土地要素的投入對于經(jīng)濟(jì)增長的影響，將土地要素加入生產(chǎn)函數(shù)，則其式可寫為：
Y=AeλtLαRβSγμ （2）
其中，S表示土地要素的投入量，γ表示土地要素投入彈性。對于該函數(shù)兩邊取自然對數(shù)可得：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （3）
為分析單位時間了總量變化，將（3）式對于時間t求導(dǎo)可得：
■×■=λ+α×■×■+β×■×■+γ×■×■ （4）
其中，■×■表示為單位時間t內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率，α×■×■表示為單位時間t內(nèi)勞動力對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，β×■×■表示為單位時間t內(nèi)資本對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，γ×■×■表示為單位時間t內(nèi)土地要素投入對于資本增長的貢獻(xiàn)。
（二）計算與檢驗
根據(jù)以上理論分析，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （5）
其中，總產(chǎn)出 Y選用第二、三產(chǎn)業(yè)的GDP總和，勞動力投入量 lnL選用第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口，資本投入 lnR選用第二、三產(chǎn)業(yè)固定Y產(chǎn)投資總和，而土地要素投入lnS則選用建設(shè)用地總量表示。以表1中2005―2013年廣州市統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，結(jié)合SPSS軟件作回歸分析得：
lnY=+-135.977+0.404t+0.002lnL+0.138lnR+0.732lnS （6）
R2=0.999，sig=0.000
從式（6）可以看出，土地要素投入S對于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.732，表明城市建設(shè)用地每增加1%，對于第二、產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值可帶來0.732%的增長；勞動力投入L對于第二、三總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.002，表明勞動力投入每增加1%，第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增長幅度為0.002%；資金投入R對于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.138，即資金投入每增加1%，對于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值可帶來0.002%的增長。其中，在資金、勞動力、土地要素三個要素中土地要素的彈性系數(shù)最大，表明增加建設(shè)用地面積對于經(jīng)濟(jì)增長有明顯的作用。
資金投入、勞動力投入和土地要素投入三者的規(guī)模報酬總系數(shù)為α+β+γ=0.872
對于要素投入替代率■≈0.2
生產(chǎn)總值（GDP）是指在一定時期內(nèi)一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值，財政收入是政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而籌集的一切資金的總和。兩者同為反映宏觀經(jīng)濟(jì)運行狀況的指標(biāo)，兩者也常常被用來比較。而兩者也具有密切的聯(lián)系性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在很大程度上決定了財政收入量；反之，財政收入是政府提供公共服務(wù)、履行職能、促進(jìn)消費與投資等經(jīng)濟(jì)活動的基礎(chǔ)，對于GDP的增長至關(guān)重要。因此，為分析土地出讓金對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，本文將選擇2005―2013年廣州市土地出讓金與財政收入情況進(jìn)行分析。
從表中數(shù)據(jù)可以看出，土地出讓金與財政收入正相關(guān)性明顯，對于財政收入，土地出讓金收益功不可沒，2005―2013年的數(shù)據(jù)顯示，土地出讓金收益所占財政總收益比重均值為26.86%，超過了財政總收入的四分之一，已成為政府財政收入主要來源之一。
三、結(jié)論和建議
本文運用加入了土地要素的生產(chǎn)函數(shù)模型，對2005―2013年間土地要素、資本、勞動力投入對于廣州市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)程度進(jìn)行了分析，通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計，證實了土地出讓金對于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響，得出以下結(jié)論。
1.土地要素投入對于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有不可替代的重要作用，對于整體邊際報酬遞減而言，需調(diào)整建設(shè)用地規(guī)模、資金投入與勞動力投入三者的比例，在適宜的建設(shè)用地規(guī)模上調(diào)整資本與勞動力的投入，以達(dá)到效益最經(jīng)濟(jì)。
2.資金投入對于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展也十分重要，需在合理利用資源的同時，加大招商引資力度，設(shè)立發(fā)展戰(zhàn)略專項資金，高效拉動廣州市二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長.
3.土地出讓金依舊是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵，其創(chuàng)新機(jī)制將是各級政府推進(jìn)土地出讓金管理的一項重要內(nèi)容，必須合理高效地對之進(jìn)行管理利用。另外，土地出讓收入具有不穩(wěn)定與不可持續(xù)的特性，在經(jīng)濟(jì)形勢發(fā)生變化時，土地出讓收入可能發(fā)生較大波動，在統(tǒng)籌經(jīng)濟(jì)發(fā)展制定相關(guān)規(guī)劃時應(yīng)考慮周全。
參考文獻(xiàn)：
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[3] 李明月，胡竹枝.土地要素對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實證分析――以上海市為例[J].軟科學(xué)，2005，（6）：21-23.
關(guān)鍵詞：人口控制；人口素質(zhì)提高；經(jīng)濟(jì)增長；系統(tǒng)動力學(xué)；擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)模型
中圖分類號：F224文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1008-2670（2014）03-0023-10
基金項目：國家人口計生委研究課題“提高人口素質(zhì)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)率的定量研究”（201006）；濟(jì)南市第六次人口普查研究課題“濟(jì)南市人口與經(jīng)濟(jì)社會協(xié)調(diào)發(fā)展研究”（201203）；青島市人口計生委研究課題“青島市人口與經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展關(guān)系研究”（201103）。
作者簡介：李新運，男，山東菏澤人，山東財經(jīng)大學(xué)管理科學(xué)與工程學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：管理決策理論與方法；馬俏俏，女，山東臨沂人，山東財經(jīng)大學(xué)管理科學(xué)與工程學(xué)院，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)；吳學(xué)錳，男，山東濱州人，山東財經(jīng)大學(xué)管理科學(xué)與工程學(xué)院，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)；史紀(jì)慧，女，山東臨沂人，山東財經(jīng)大學(xué)管理科學(xué)與工程學(xué)院，研究方向：計量經(jīng)濟(jì)。
一、問題的提出
區(qū)域人口發(fā)展的主要任務(wù)包括人口數(shù)量的控制和人口素質(zhì)的提高，這兩個方面都會對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生明顯的影響。改革開放30多年來，我國人口自然增長率從1978年的12‰下降到2012年的4.95‰，大專及以上文化人口比重由1982年的6.15‰增長到2010年的89.30‰，而同期國內(nèi)生產(chǎn)總值增長了23倍。一方面，人口增長的有效控制緩解了人口過多對經(jīng)濟(jì)、社會、資源、環(huán)境等所造成的壓力，促進(jìn)了國民經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展；另一方面，人口素質(zhì)的提高推動了科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，提高了勞動生產(chǎn)效率，為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了智力支持。但是人口增長率的下降對經(jīng)濟(jì)增長究竟產(chǎn)生了多大的影響？人口素質(zhì)的提高對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率究竟有多大？目前對這兩個問題少有深入的研究，還未引起足夠的重視。因此定量測算區(qū)域人口控制和人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，具有重大的理論意義和現(xiàn)實意義。
人口發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是人口經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究的焦點，本文根據(jù)所分析問題的特點，對相關(guān)研究進(jìn)行歸納，總結(jié)為三個方面：①人口與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間互動關(guān)系的研究。Bloom等[1]研究了世界范圍內(nèi)人口變化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，并討論了年齡結(jié)構(gòu)的變化對各項政策和經(jīng)濟(jì)增長的影響；張廣海等[2]運用區(qū)域重心和地理集中指數(shù)等方法，對山東半島藍(lán)色經(jīng)濟(jì)區(qū)2000-2010年的人口和GDP數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出經(jīng)濟(jì)區(qū)人口與經(jīng)濟(jì)的耦合特征，并通過不一致指數(shù)對經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展類型進(jìn)行劃分；李新運等[3]通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展人口承載力指標(biāo)體系，對山東省經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的綜合人口承載力進(jìn)行估算，并對人口承載力的盈余情況進(jìn)行分析；鄭萌萌[4]突破人口老齡化負(fù)面影響的慣性思維，分析了我國未來勞動力變化趨勢對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的推動作用，合理預(yù)計了我國未來勞動力的發(fā)展趨勢。②人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率研究。李建民等[5]運用經(jīng)濟(jì)計量方法，建立了人口―經(jīng)濟(jì)運行動態(tài)模型，從人口作為消費者影響資本積累和作為勞動者影響生產(chǎn)兩方面入手，研究了中國人口生育率下降對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率；此后周德祿等[6]又運用類似的方法，模擬得出人口控制條件下山東省宏觀經(jīng)濟(jì)可能的發(fā)展?fàn)顩r，然后將模擬結(jié)果與實際數(shù)據(jù)相比較，判定了人口控制對山東省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。③人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率研究。蔡增正[7]將教育的全部作用與外溢作用模型化，然后分別估計它們對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，研究表明教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)大而具實質(zhì)性；劉林等[8]采用丹尼森和麥迪遜的算法，計算了中國1982-1990年間高等教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)中國的高等教育貢獻(xiàn)率非常低；蔡P[9]從人口紅利的角度討論了人口因素對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的貢獻(xiàn)。
從已有研究看出：①有關(guān)人口與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間互動關(guān)系的研究起步較早，近年來不少學(xué)者對二者的關(guān)聯(lián)關(guān)系、因果關(guān)系、數(shù)量關(guān)系等進(jìn)行了各種實證分析，而有關(guān)人口控制和人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的研究則相對較少；②通過建立聯(lián)立方程組模型來研究人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率可以表示出互動關(guān)系，但主要分析的是變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，在動態(tài)模擬方面明顯不足；③對人口素質(zhì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的測度往往集中在人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率測度，關(guān)于人口素質(zhì)綜合指數(shù)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)率的研究則相對較少。
為了定量測算區(qū)域人口控制和人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，在已有研究的基礎(chǔ)上，本文分別提出了基于系統(tǒng)動力學(xué)模型的人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率測算模型和采用擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)模型測算人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率測算模型，并以濟(jì)南市為例進(jìn)行實證研究，分別測算1978-1990，1978-2000、1978-2011三個時間段內(nèi)，濟(jì)南市人口控制和人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，驗證測算方法的可行性。
二、研究方法
系統(tǒng)動力學(xué)作為主要進(jìn)行仿真預(yù)測的分析方法可以很好的模擬不實行人口控制政策時的人口和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，通過把模擬結(jié)果與實際的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長狀況相比較，推導(dǎo)出區(qū)域人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率；生產(chǎn)函數(shù)模型往往被用來定量分析和解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中各種生產(chǎn)要素的投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用，本研究通過對各項人口素質(zhì)指標(biāo)加權(quán)求和求出人口素質(zhì)綜合指數(shù)，進(jìn)而將其作為一個單獨的因子帶入生產(chǎn)函數(shù)模型，直觀的測度人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。
（一）人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率測算方法
1.人口―經(jīng)濟(jì)發(fā)展因果關(guān)系圖
人口―經(jīng)濟(jì)發(fā)展系統(tǒng)動力學(xué)模型主要涉及到人口發(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩個子系統(tǒng)，雖然它們是不同領(lǐng)域的概念，各有其自身變化的客觀規(guī)律，但是作為一個完整系統(tǒng)的組成部分，各子系統(tǒng)及其內(nèi)部眾多變量之間連鎖互動，具有復(fù)雜的因果關(guān)系。系統(tǒng)動力學(xué)認(rèn)為系統(tǒng)可以抽象成具有多重反饋回路的機(jī)制，因果關(guān)系圖正是表示系統(tǒng)反饋結(jié)構(gòu)的重要工具。
建立系統(tǒng)的因果關(guān)系圖，關(guān)鍵在于分析系統(tǒng)中的要素，以及要素之間的關(guān)系。因為本課題主要是模擬在不實行計劃生育政策下，即不控制人口數(shù)量時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況，所以人口發(fā)展子系統(tǒng)中，主要選取了能夠影響并反映人口數(shù)量變化的相關(guān)指標(biāo)，如人口總量、出生率、死亡率以及機(jī)械增長率等。經(jīng)濟(jì)發(fā)展子系統(tǒng)中，人口數(shù)量控制的目的就是促進(jìn)社會進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展，目前大多以GDP來作為描述國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展綜合水平的通用指標(biāo)，同時在經(jīng)濟(jì)增長中，資本也是重要的經(jīng)濟(jì)要素，資本投入和積累決定著經(jīng)濟(jì)規(guī)模，因此在經(jīng)濟(jì)發(fā)展模塊中主要選取GDP、人均消費支出、總消費、總投資、固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)存量以及GDP增長率等能夠反映一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)實力和經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Φ淖兞俊?/p>
人口―經(jīng)濟(jì)發(fā)展系統(tǒng)具有比較復(fù)雜的因果關(guān)系：首先，人口數(shù)量本身同時受人口機(jī)械增長率、出生率和死亡率的影響，人口控制主要通過控制總和生育率來降低出生率，從而達(dá)到控制人口數(shù)量的目的。其次，人口可以分別從兩方面影響經(jīng)濟(jì)增長。一方面從人是消費者入手，人口數(shù)量增加會消耗更多的資源，從而使得消費增加，在地區(qū)生產(chǎn)總值一定的條件下，消費增加，投資就會減少，通過固定資產(chǎn)存量又會受到投資的制約，因此固定資產(chǎn)存量與人口數(shù)量呈反方向變化；另一方面從人是生產(chǎn)者入手，假設(shè)從業(yè)人員占總?cè)丝跀?shù)量的比例不變，則從業(yè)人員數(shù)量隨著人口數(shù)量的增加呈增長趨勢，從業(yè)人員的增加又會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，所以從這個角度講，地區(qū)生產(chǎn)總值與人口數(shù)量呈同方向變化。最后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展子系統(tǒng)內(nèi)部固定資產(chǎn)存量與地區(qū)生產(chǎn)總值之間也相互影響，相互制約。地區(qū)生產(chǎn)總值通過影響投資而影響固定資產(chǎn)存量，固定資產(chǎn)存量的增加也會促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值的提高。
四、結(jié)論及分析
本文分別提出了基于系統(tǒng)模擬的區(qū)域人口控制對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率測算方法和采用擴(kuò)展生產(chǎn)函數(shù)模型計算人口素質(zhì)提高對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率的測算方法，并以濟(jì)南市為例進(jìn)行了實證研究，總體來講，本研究的主要結(jié)論可以概括為以下兩點：
1.研究方法是科學(xué)合理的，本文所提貢獻(xiàn)率測算模型均是在查閱大量文獻(xiàn)和相關(guān)書籍的基礎(chǔ)上，經(jīng)反復(fù)討論確定的；以濟(jì)南市為例所進(jìn)行的實證研究結(jié)果符合濟(jì)南市的實際發(fā)展?fàn)顩r，是比較合理的，這也驗證了研究方法的科學(xué)性和適用性。
2.從濟(jì)南市的實證研究結(jié)果可知，人口數(shù)量的控制和人口素質(zhì)的提高對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是非常顯著的，且隨著時間的延長，貢獻(xiàn)率呈增長的趨勢。在現(xiàn)階段我國擁有13億多人口，資源環(huán)境壓力巨大的國情下，需繼續(xù)堅持計劃生育基本國策，在控制人口數(shù)量的同時，關(guān)注人口文化素質(zhì)、身體素質(zhì)和道德素質(zhì)的全面發(fā)展，以應(yīng)對未來時代的挑戰(zhàn)。
另外，本文的研究也存在一些局限性：人口―經(jīng)濟(jì)發(fā)展系統(tǒng)動力學(xué)模型中考慮的因素仍然不夠全面，例如人口發(fā)展子系統(tǒng)中，在以后的研究中我們將進(jìn)一步加入人口結(jié)構(gòu)與人口分布等因素，經(jīng)濟(jì)的增長也會相應(yīng)受到環(huán)境、資源、科技和教育的影響；相關(guān)參數(shù)設(shè)置時的一些前提條件在實際中也不一定像我們假設(shè)的那樣樂觀，對于這個問題還有待開展進(jìn)一步研究。
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關(guān)鍵詞 ：天津市；高等職業(yè)教育；經(jīng)濟(jì)增長；貢獻(xiàn)率
中圖分類號：G710 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1672-5727（2014）03-0005-04
《天津市工業(yè)布局規(guī)劃（2008—2020年）》顯示，天津市將大力發(fā)展航空航天、石油化工、裝備制造、電子信息、生物醫(yī)藥、新能源新材料、國防科技和輕工紡織優(yōu)勢支柱產(chǎn)業(yè)，將天津打造成一個以戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)為引領(lǐng)、裝備制造業(yè)為核心、優(yōu)勢支柱產(chǎn)業(yè)為支撐的新型工業(yè)化體系城市。在這個新型工業(yè)體系建設(shè)過程中，需要大量的技能型人才，尤其是具有專業(yè)技術(shù)能力的創(chuàng)新型、復(fù)合型高級技術(shù)人才。這無疑為天津市高等職業(yè)教育的發(fā)展提供了前所未有的契機(jī)。
那么，天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率如何？天津高等職業(yè)教育發(fā)展存在哪些問題？如何應(yīng)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展對高技能人才的迫切需求？本研究旨在通過定量分析天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，揭示天津市高職教育發(fā)展存在的不足，以期為天津市未來的高等職業(yè)教育人才培養(yǎng)提供借鑒。
文獻(xiàn)綜述
目前，關(guān)于天津市高等職業(yè)教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間關(guān)系的研究已取得一定的成果，但仍缺乏對天津市高職教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的研究。在全國范圍來看，已經(jīng)有一些關(guān)于其他省份的相關(guān)研究。例如，馬文君、高素芬（2012）對河北省2001—2010年間高職教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的測算結(jié)果為0.83%；劉曉明、王金明（2011）采用2001—2009年的數(shù)據(jù)計算高等職業(yè)教育對浙江省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是1.21%；吳文輝（2010）計算1990—2008年高職教育對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為0.68%等等。這些已取得的研究成果的共同之處是測算過程中都包含了人力資本理論與柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，但因不同的研究者所用的具體計算方法及采集數(shù)據(jù)的方法有所不同，最后結(jié)果的可比性并不高。本研究采用丹尼森根據(jù)人力資本理論對柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行變形的公式來測量天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。
高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的理論基礎(chǔ)
柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是由美國數(shù)學(xué)家柯布（C W Cobb）和經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅·道格拉斯（Pall H Douglas）在20世紀(jì)30年代研究美國1899—1922年制造業(yè)的資本和勞動因素對生產(chǎn)的影響得出的?？虏?道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function）的表示式為：
Y=AKαLβ
式中Y是工業(yè)總產(chǎn)值；A是綜合技術(shù)水平；L是投入的勞動力數(shù)；K是投入的資本；α是資本產(chǎn)出的彈性系數(shù)，β是勞動力產(chǎn)出的彈性系數(shù)；α>0，β>0，α+β=1，表明生產(chǎn)效率并不會隨著生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大而提高，只有提高技術(shù)水平，才會提高經(jīng)濟(jì)效益。
柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)涵蓋了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。但隨著20世紀(jì)60年代人力資本理論的創(chuàng)立，關(guān)于人類生產(chǎn)能力的認(rèn)識進(jìn)一步拓展，人們開始認(rèn)識到柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的不足，即在原本的生產(chǎn)函數(shù)模型中并沒有考慮人身上的各種生產(chǎn)知識、勞動與管理技能以及健康素質(zhì)等因素，只是簡單地把勞動力數(shù)量的增長作為勞動力的投入。人力資本理論對投入市場的勞動力從一個更加客觀、更加全面的角度進(jìn)行了詮釋，使人們意識到影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素中人力資本也占據(jù)著重要份額，勞動力綜合質(zhì)量的提高能夠有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，而教育在提高勞動力質(zhì)量中發(fā)揮著主導(dǎo)作用。
在人力資本理論的基礎(chǔ)上，美國教育經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森把教育因素引入到柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中，勞動力投入被認(rèn)為是由初始勞動力（L）和教育投入（E）組成，柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可變式為：Y=AKα（LE）β，對上式兩邊求全導(dǎo)數(shù)，經(jīng)過推導(dǎo)后可得國民經(jīng)濟(jì)的增長模型為：
y=a+αk+βl+βe
式中y為經(jīng)濟(jì)年均增長率；a為年技術(shù)進(jìn)步率；k為資本投入量年增長率；初始勞動力投入的年均增長率表示為l；e為教育投入年增長率（通常用教育綜合指數(shù)年增長率代替）；α為資本產(chǎn)出彈性系數(shù)（代表資本在總產(chǎn)出中所占比重）；β為勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)（代表勞動在總產(chǎn)出中所占比重）。由此，教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率可表示為：Re=βe/y。其中，高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為：EgRe。
柯布-道格拉斯對1899—1922年美國經(jīng)濟(jì)增長的研究得出勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.75，美國學(xué)者麥迪遜對1913—1984年西方六國的研究得出勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.7，我國學(xué)者在相關(guān)研究中也大多采用0.7的勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)。故在研究2001—2011年天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率時，也將勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)β取值為0.7。因為α+β=1，相應(yīng)地，α取值為0.3。y的取值采用天津市GDP的年增長率。關(guān)于e的取值，由于個人勞動報酬的差異是由多種因素綜合決定的，而教育只是影響勞動報酬的因素之一，按照丹尼森等學(xué)者的常規(guī)算法，對依據(jù)勞動報酬計算出的教育綜合指數(shù)的增長率一般按0.6的折算系數(shù)進(jìn)行折算。
天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率
根據(jù)公式Re=βe/y，計算天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，需要資本產(chǎn)出彈性系數(shù)值、天津市教育綜合指數(shù)值、天津市經(jīng)濟(jì)年均增長率三個數(shù)據(jù)。為了便于直觀地比較數(shù)據(jù)，下文中的計算結(jié)果均只保留小數(shù)點后兩位，計算過程依然采取原始數(shù)據(jù)。
（一）天津市教育綜合指數(shù)年增長率
具體測度方法為：將人均受教育年限與勞動簡化指數(shù)相乘得到各級教育的教育綜合指數(shù)。
從業(yè)人員人均受教育年限 利用公式Hi=Ni×∑fi測算天津市從業(yè)人員的受教育年限，其中，Hi為人均受各級教育的年限，∑fi為受本級及以上級別的教育比重之和。我國目前實行的學(xué)制有中小學(xué)、初中、高中、高職、本科、研究生，受教育年限分別是6年、3年、3年、3年、4年、3年，故取值依次為6，3，3，3，4，3。利用表1數(shù)據(jù)計算可得的取值。2001年和2011年天津市從業(yè)人員的人均受教育年限如表2所示。
勞動人員的勞動簡化指數(shù) 用勞動報酬法計算勞動人員的勞動簡化指數(shù)，從業(yè)人員年平均收入數(shù)據(jù)采用范靜波在2009年研究我國教育收益變動趨勢時使用的數(shù)據(jù)（如下頁表3所示），將用2003年數(shù)據(jù)折算的勞動簡化系數(shù)視為2001年的數(shù)據(jù)，同理，將用2008年數(shù)據(jù)折算的勞動簡化系數(shù)視為2011年的數(shù)據(jù)。
從業(yè)人員人均教育綜合指數(shù)年均增長率 根據(jù)公式E=∑（Hi×Li），計算從業(yè)人員人均教育綜合指數(shù)，其中E為人均教育綜合指數(shù)，Hi為人均受各級教育年限，Li為勞動簡化系數(shù)，計算結(jié)果如表4所示。采用幾何平均法計算教育綜合指數(shù)年均增長率，天津市2001—2011年教育綜合指數(shù)年平均增長率為：e2=（E2/E0）（1/n）-1=5.59%。其中n為終止年與起始年之間的間隔年限數(shù)。為剝離其他因素以相對準(zhǔn)確地反映由受教育程度提高而帶來的勞動量增長率，對上述教育綜合指數(shù)增長率按0.6的系數(shù)進(jìn)行折算，可得天津市2001—2011年間教育投入年增長率為e2=e2×0.6=3.35%。
高等職業(yè)教育在教育綜合指數(shù)增長率中的占比 按照統(tǒng)計學(xué)中綜合指數(shù)的編制方法，保持高職教育水平不變，2001—2011年高職之外的教育綜合指數(shù)年均增長率為4.93%，可得高職教育綜合指數(shù)年均增長率為0.66%，則2001—2011年間天津市教育綜合指數(shù)增長率中高職教育的占Eg比為11.77%（同理可得2001—2011年間天津市教育綜合指數(shù)增長率中本科教育的比重為25.11%）。
（二）天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率
設(shè)1978年的GDP為100，按照相應(yīng)年份GDP指數(shù)采用幾何算數(shù)法計算2001—2011年天津市的GDP年均增長率y=15.51%，根據(jù)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率模型和高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的計算模型，可得2001年和2011年天津市教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率分別為15.13%和1.78%。同理可得天津市本科教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為3.80%。
結(jié)論與分析
（一）天津市高等職業(yè)教育發(fā)展處于上升期
從業(yè)人員人均接受高等職業(yè)教育的年限由2001年的0.22提高到了2011年的0.40；接受高等職業(yè)教育的從業(yè)人員的比重由2001年的7.2%增長至2011年的13.3%。這表明，在政策大力支持下，天津市高等職業(yè)教育在辦學(xué)規(guī)模、招生人數(shù)、教學(xué)質(zhì)量等方面均取得了一定的進(jìn)步。
（二）天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率有待提高
2001—2011年間，天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為1.78%，本科教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為3.80%。天津市教育總體對全市經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為15.13%，其中高職教育的貢獻(xiàn)占比為11.77%，還遠(yuǎn)小于本科教育25.11%的占比。實際上，2001年受高職教育和受本科教育的從業(yè)人員占從業(yè)人員總量的比例分別為7.2%和3.4%，2011年則高達(dá)13.3%和12.4%，天津市從業(yè)人員中受高等職業(yè)教育的人員數(shù)高于受本科教育的從業(yè)人員數(shù)?？梢姡旖蚴懈叩嚷殬I(yè)教育質(zhì)量有待進(jìn)一步提升。同時，天津市高等職業(yè)教育增長的速度小于本科教育的增長速度。
接受高等職業(yè)教育的從業(yè)人員絕對數(shù)和比例均高于接受本科教育的從業(yè)人員，但高職教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻低于本科教育。究其原因有二：其一，天津市的高等職業(yè)教育起步于上世紀(jì)80年代，現(xiàn)有半數(shù)以上的高等職業(yè)院校成立于2000年前后，基礎(chǔ)相對薄弱；另有部分學(xué)校主要沿用了普通本科院校的教學(xué)方式，尚未形成完整、獨立、個性化的教學(xué)體系，很多畢業(yè)生并不具備崗位所需技能，人才供需脫節(jié)。其二，高等職業(yè)院校專業(yè)設(shè)置不盡合理，教學(xué)質(zhì)量有待提升，招生困難，生源質(zhì)量堪憂。天津市濱海新區(qū)2009年高級技師的求人倍率是2.09，而本科畢業(yè)生在人才市場面臨的卻是從結(jié)構(gòu)性剩余到絕對剩余。提升高等職業(yè)教育質(zhì)量、吸引好生源是迫在眉睫的任務(wù)。
對策建議
按照國際勞工組織提供的發(fā)達(dá)國家的技工合理布局，高級技工應(yīng)占技術(shù)工人總量的35%左右。數(shù)據(jù)顯示，2010年天津市高級技工及以上人數(shù)僅占到技術(shù)工人總體的10%，2011年天津市全部從業(yè)人員中受高等職業(yè)教育的比重僅為13.3%。雖然近10年高等職業(yè)教育迅猛發(fā)展，但現(xiàn)有高技能人才布局與發(fā)達(dá)國家相比仍然有較大的差距。2013年天津市最新的技能人才缺口信息顯示，現(xiàn)在全市有203個職業(yè)缺少技能人才，其中有69個職業(yè)的技能人才屬于非常緊缺狀態(tài)。
要提高天津市高等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，在繼續(xù)擴(kuò)大高等職業(yè)教育規(guī)模的基礎(chǔ)上，還必須提升辦學(xué)質(zhì)量，對此特提出如下建議：
（一）政府主導(dǎo)增強(qiáng)高等職業(yè)教育的吸引力
一方面，改善高等職業(yè)教育畢業(yè)生的就業(yè)環(huán)境和工作福利，提升相應(yīng)就業(yè)崗位對高等職業(yè)教育畢業(yè)生的吸引力；另一方面，鼓勵高等職業(yè)院校多元化投資辦學(xué)，吸引社會各界，特別是企業(yè)參與到高等職業(yè)教育辦學(xué)中來，提升企業(yè)等用人單位對雇傭高等職業(yè)院校畢業(yè)生的積極性。
（二）高等職業(yè)院校提升教學(xué)質(zhì)量
目前，進(jìn)入人才市場的高職生不只是數(shù)量不夠，更重要的是有一部分人在能力上不過關(guān)，動手操作能力差，根本沒有達(dá)到高職培養(yǎng)目標(biāo)的要求。建議學(xué)校打破傳統(tǒng)的教學(xué)模式，根據(jù)具體情況進(jìn)行個性化教學(xué)。學(xué)生的學(xué)習(xí)時限不要局限于3年，可以適當(dāng)放寬。以西藏地區(qū)的職業(yè)院校為例，學(xué)生學(xué)習(xí)唐卡等專業(yè)技術(shù)時并不以3年為限，而是以學(xué)生真正熟練掌握一門專業(yè)技術(shù)為畢業(yè)準(zhǔn)則。目前，天津市的二、三類產(chǎn)業(yè)都存在較大的高技能人才缺口，尤其是工業(yè)企業(yè)的發(fā)展，更急需高技能人才的支撐，高職院校要以此為具體參照來設(shè)定教學(xué)課程和培養(yǎng)目標(biāo)，保證學(xué)校所授與學(xué)生就業(yè)時所需相一致。
另外，建議高等職業(yè)院校分層次培養(yǎng)人才。隨著高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展（譬如新能源、新材料），對高技能人才的需求也提出了各種不同的要求。因此，在人才培養(yǎng)過程中，可依據(jù)天津市當(dāng)前一些重大改革發(fā)展項目對高技能人才的具體需求，在對學(xué)生進(jìn)行高級技術(shù)基礎(chǔ)培訓(xùn)的同時，對專業(yè)課程進(jìn)行更加詳細(xì)的分層設(shè)置，讓學(xué)生在掌握基礎(chǔ)技能的基礎(chǔ)上根據(jù)需要和興趣學(xué)習(xí)更深層次的技術(shù)。
（三）“校企合作”提升人才供需的匹配度
根據(jù)《2013年度職業(yè)培訓(xùn)成本及市場需求程度目錄》，圍繞該目錄中所列當(dāng)前緊缺的二百多種技術(shù)人才，學(xué)校和企業(yè)聯(lián)合進(jìn)行人才培養(yǎng)，充分發(fā)揮“校企合作”的優(yōu)勢，打造結(jié)構(gòu)合理、靈活多變、適合企業(yè)需求的人才培養(yǎng)模式。企業(yè)為高職學(xué)生提供最先進(jìn)的實訓(xùn)環(huán)境，以保障學(xué)生掌握最新的產(chǎn)業(yè)技術(shù)；學(xué)校按照企業(yè)要求對在職的初級技工進(jìn)行高層次技術(shù)培訓(xùn)。學(xué)校企業(yè)兩者結(jié)合，共同開創(chuàng)新局面。
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