|
|
|
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:
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.