KSZA

3. 2. Újabb kísérletek az oktatás növekedéshez való hozzájárulásának mérésére

Az 1980-as évektől kezdődően az érdeklődés ismét az oktatás növekedésben betöltött szerepére koncentrált. A vizsgálatok egy része továbbra is az aggregált termelési függvényeket használt az elemzéshez. Különböző függvényspecifikációkkal készültek elemzések. Cobb–Douglas-függvény [ Kendrick (1981)], illetve CES függvény [ McMahon (1987 b )], valamint translog függvények felhasználásával [ Chinloy (1980), Jorgenson (1984), Jorgenson–Gollop– Fraumeni (1987)]. Mint láttuk, a CES függvény konstans helyettesítési rugalmasságot feltételez. Azóta újabb függvényspecifikációkat dolgoztak ki, amelyek a helyettesítési rugalmasságot nem tekintik konstansnak, hanem minden időpontra különbözőnek. Ezek egyike a translog függvény, amely a Cobb– Douglas függvény általánosítása, a következő alakban írható fel:

79oeq egyenlet

A translog függvény megengedi, hogy a munka indexösszetevői között kölcsönhatás legyen. Az iskolázottság hatását a munka minőségére leggyakrabban úgy állapítják meg, hogy két translog indexet számítanak ki: az első ( I1 ) az életkor, nem és iskolázottságot, a második ( I2 ) pedig csak az életkort és nemet veszi figyelembe. Az iskolázottság hatását a munka minőségére pedig a kettő aránya adja meg ( I1 / I2 )

Az újabb függvényspecifikációkkal készült számítások is kimutatják az iskolázottság hatását a gazdasági növekedésre, de a hatás mértéke rendszerint kisebb, mint a Schultz vagy Denison számításai szerinti.

Egészen másfajta módszert dolgozott ki Hicks (1995). A fejlődő országokat vizsgálva, azt tapasztalta, hogy azokban a országokban volt leggyorsabb a gazdasági növekedés, ahol az írástudatlanság aránya az átlagosnál kisebb, a várható élettartam pedig nagyobb volt. Hicks megbecsülte az egy főre jutó GNP-növekedés ütemét az egy főre jutó jövedelmek alapján várható írástudatlanság arányával és a várható élettartammal, 75 fejlődő országra, az 1960 és 1977 közötti időszakra. Az eredmények azt mutatták, hogy azokban az országokban, amelyekben magas a növekedési ütem, 12 százalékponttal kisebb az írástudatlanság aránya, mint az a jövedelemnövekedés alapján várható volna. Ugyanezekben az országokban a várható élettartam is felfelé tért el a számított értékektől. Hicks az írástudás várható arányát egy regressziós egyenlet segítségével kapta, ahol az írástudás 1960-as szintjét az 1960-as egy főre jutó jövedelemmel magyarázta. A 3. 5. táblázat az első 12 ország adatait mutatja, az átlagok pedig az összes, a vizsgálatba bevont országra vonatkoznak.

Ezek a tanulmányok sem adnak választ viszont arra a kérdésre, hogy a gazdasági növekedés és az iskolázottság növekedése között milyen az ok-okozati kapcsolat iránya. A makrogazdasági vizsgálatok csak abban az esetben meggyőzőek, ha már elfogadtuk az oktatásnak a gazdasági növekedést közvetlenül elősegítő szerepét. „Végül is a közgazdászok abbéli igyekezetükben, hogy bemutassák, az oktatás és a gazdasági növekedés közötti kapcsolat ok-okozati, az oktatás csaknem minden elképzelhető mérőszáma és a gazdasági teljesítmények minden lehetséges indikátora között korrelációt kerestek” – írja a kérdésről Mark Blaug az oktatás-gazdaságtani kutatások újabb eredményeit összefoglaló tanulmánygyűjtemény előszavában [ Blaug, (szerk.) (1992)].

3.5. táblázat - Gazdasági növekedés, az írástudás aránya és a várható élettartam

Ország Növekedési ütem 1960–1977* (százalék) Várható élettartam 1960 A becsült várható élettartamtól való eltérés 1960 Írástudás aránya Az írástudás becsült arányától való eltérés
Szingapúr 7,7 64 3,1
Dél-Korea 7,6 54 11,1 71,07 43,6
Tajvan 6,5 64 15,5 54 14,2
Hongkong 6,3 65 6,5 70 6,4
Görögország 6,1 68 5,7 81 7,5
Portugália 5,7 62 4,7 62 1,7
Spanyolország 5,3 57 1,8 87 1,2
Jugoszlávia 5,2 69 4,7 77 16,7
Brazília 4,9 57 3 61 8,6
Izrael 4,6 69 2
Thaiföld 4,5 51 9,5 68 43,5
Tunézia 4,3 48 –0,5 16 –23,8
Az első 12 ország átlaga 5,7 61 5,6 64,7 12
Az összes vizsgált ország 2,4 48 0 37,6 0

* Az egy főre jutó reál GNP növekedési üteme.

Forrás: Hicks (1995) 196. o.

Néhány tanulmány megpróbálta az ok-okozati kapcsolat irányát tisztázni. A leggyakrabban idézett munka Wheeler (1980) vizsgálata, aki 88 országra vonatkozóan gyűjtötte össze az iskolázásra és jövedelmekre vonatkozó adatokat és a változók különbségeit (nem pedig a szintjeit) használva szimultán egyenletrendszerek[10] segítségével, és úgy találta, hogy az iskolázottság független hatással van a jövedelemre. Például az írástudás arányának 20-ról 30 százalékra emelkedése a GDP 8-16 százalékos növekedését eredményezte. Hasonló vizsgálatot végzett R. Marris, aki 66 fejlődő ország 1965 és 1979 közötti gazdasági növekedését vizsgálta egy láncmodell segítségével, és arra – a más szerzőktől korábban már idézett– eredményre jutott, hogy az oktatás hatása a növekedésre jelentős, és a beruházások csak csekély mértékben segítik elő a növekedést, ha az nem kapcsolódik az iskolázottság növekedéséhez [ Marris (1982)].

A gazdasági növekedés neoklasszikus elmélete a munka minőségének javulását adottnak tekintette, vagyis a modellben exogén változónak, ezért bírálói szerint nem képes megmagyarázni az oktatás és a gazdasági növekedés közötti kapcsolatot. Az újabb növekedési elméletekben (fontosabb képviselői Robert Lucas és Robert Barro) az emberi tőke endogén változóként szerepel, vagyis a modellekben leírt tényezők határozzák meg.

Az újabb növekedési modellek magyarázó erejét többváltozós regressziós vizsgálatokkal próbálták meg bizonyítani. Az egyik legutóbbi elemzés Mingat–Tan (1996) tanulmánya. A szerzőpáros függő változóként az egy főre jutó reáljövedelem 1960 és 1985 közötti növekedési ütemét használta. Három alcsoportot képzett: az elsőbe az alacsony jövedelmű országok, a másodikba a közepes, a harmadikba pedig a magas jövedelmű országok tartoztak. Mindhárom csoportra az egy főre jutó GDP növekedését egy sor változóval magyarázta: a népesség számának növekedési ütemével, a fizikaitőke-beruházások GDP-n belüli arányával és a kiinduló, 1960-as egy főre jutó jövedelemmel. Az oktatás szerepét a formális oktatási rendszerben való részvétel kiinduló, 1960-as arányával mérték (az alsó fokú, középfokú és felsőfokú részvétel arányával külön-külön).

Megállapításaik összhangban voltak a korábbi hasonló vizsgálatok eredményeivel: a kiinduló oktatási befektetések (az 1960-as részvételi arányok) befolyásolták a későbbi gazdasági növekedés ütemét. Az alsó fokú oktatás változójának együtthatója az alacsony és a közepes jövedelmű országokban szignifikáns volt: az alsó fokú oktatásbeli 1960-as részvételi arány 10 százalékpontos előnye évente 0,32 százalékponttal emelte a gazdasági növekedés ütemét. A középfokú oktatásban való részvételi arány a közepes jövedelmű országokban bizonyult szignifikáns magyarázó változónak, a felsőfokú oktatásban való részvételi arány pedig a magas jövedelmű országokban. Englander–Gurney (1994) szintén többváltozós elemzéssel vizsgálta a munka termelékenységének változását az OECD-országokban az elmúlt harminc évben. A szerzőpáros három olyan magyarázó változót talált, amelynek jelentős hatása volt a termelékenység növekedésére: a tőke– munka arány növekedését (pozitív), a munkaerő számának növekedését (negatív) és a középfokú oktatásban való részvételi arányt (pozitív). Eredményeik szerint az OECD-országokban az 1960 és 1985 közötti időszakban a középfokú oktatásban való részvétel 70 százalékról 95 százalékra nőtt és ez a termelékenység növekedését évente 0,6 százalékponttal gyorsította.

Az eredmények – bármely módszerrel vizsgálták is a kapcsolatot – megerősítik azt a feltételezést, hogy az emberi tőke növekedése hozzájárul a gazdasági növekedéshez. A hatás pontos mértékének meghatározása ugyanakkor bizonytalan. Az eddigi eredmények biztonsággal a tendenciák jelzésére használhatók.



[10] A szimultán egyenletrendszerek olyan többegyenletes ökonometriai modellek, amelyekben egyes változók között kölcsönhatásokat tételezünk fel. A szimultán egyenletrendszerek több egyenletből állnak, az egyenletekben olyan magyarázó változók szerepelnek, amelyek a modell egy másik egyenletében eredményváltozók. Az egyenletek eredményváltozóit endogén változóknak hívjuk, azokat a változókat pedig, amelyek a modell egészében (bármely egyenletben) csak magyarázó változóként, exogén változóknak. Az exogén változókat kívülről adottnak tekintjük a modellben, az endogén változókat viszont a modellben felállított összefüggésekkel kölcsönösen, egyidejűleg határozzuk meg. A modellek egy része – például a Wheeler által használtak is – dinamikusak, vagyis az endogén változók adott időszakra vonatkozó értékét befolyásolják az endogén és/vagy az exogén változók korábbi értékei is. A szimultán egyenletrendszerekről részletesen lásd például: Kőrösi Mátyás–Székely (1990) vagy Green (1993) 578–635. o.