位置的是dK，但dK（资本存量的增量）在
全国的统计资料中并不存在，由于其非常近似于国内投资I，所以以I代替dK。回归方程中
的参数代表教育外溢效益与部门间要素生产力差异这两种作用之和。为了分别估计教育的
外溢效益和相对要素生产力差异（），仍然循着菲德模型的设计，假设对于菲德教育部门
的弹性是不变的。
（8aNgL
K
EEL
K
方程（8a）中的就是外溢作用的参数，可以求出
NN
（8bE
E
利用（8a）和（8b），方程（7）可以变形为：
dY1dLNdEE
（9）Y
Y
L1EEY
再次调整，则有：
fdY1dLdEEdE
（10Y
Y
L1
EY
E
将一个常数项和随机误差项加入上述方程（7）和（10）之中，并同时假设随机变量具
有通常所说的优点特点，则方程（7）和（10）将成为本研究的回归方程。从方程（7）中，
dEE
对EY之系数进行估计，可以得到教育对于经济增长的全部作用。对方程（10）中的
和进行估计，则可以知道教育的外溢作用（）和相对边际要素生产力差异（）的值。
三．数据收集
全国历年有关数据资料
L年
年份
Y2GDPyGDP增长率（亿元）
（）
I固定资产投资（亿元）
X1（IY）
末从业人员总数（万
X2（dLL）
E教育投入
X3（dEE）
X4（EY）
X5X3X4
人）
1989169178
441040260762964
58743
00347
1990185984
384517024296390900148659380109100355
00039
1991216625
925594502583647990013773150098600338
00033
1992266519
14280801030326555400115867050156300325
00051
1993345605
1351307230378266373001231059940182000307
00056
199446670
1261704210365267199001231488780288000319
00092
1995574949
1052001930348267947001101877950207200327
00068
1996668505
962291350342868850001312262340169900338
00057
1997731427
882494110341069600001082531730106400346
00037
1998769672
782840620369169957000512949060141500383
00054
1999805794
712985470370570586000893349040119400416
00050
2000882281
83291770373172085002083849080129900436
00057
2001943464
783721350394473025001294637660170000492
00084
20021075142
84349990404673740000975480030153700510
00078
2003
116694
91551180472374432
资料来源〈〈中国统计年鉴〉〉2003及中国教育网
00093640626014458200549
00079
四模型回归与检验〈一〉无滞后回归及检验结果：
1回归结果：Depe
de
tVariableY2
MethodLeastSquares
Date122104Time2246
Sampleadjusted19902003I
cludedobservatio
s14afteradjusti
ge
dpoi
ts
Variable
Coefficie
tStdError