經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)高等教育規(guī)模影響的實(shí)證研究

朱迎春，王大鵬

(1.中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院，北京 100038；2.清華大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100084）

0 引言

經(jīng)濟(jì)發(fā)展為高等教育發(fā)展提供基本的物質(zhì)基礎(chǔ)，高等教育發(fā)展為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供必要的智力支持，二者相得益彰。然而，伴隨數(shù)年的高等教育擴(kuò)招，大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)形勢(shì)日益嚴(yán)峻，文憑貶值、“讀書無(wú)用論”再度抬頭。高等教育規(guī)模問(wèn)題引起社會(huì)各界高度關(guān)注。高等教育擴(kuò)招是規(guī)避“近憂”的權(quán)宜之計(jì)，還是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本訴求？經(jīng)濟(jì)發(fā)展與高等教育規(guī)模關(guān)系如何？高等教育規(guī)模受哪些經(jīng)濟(jì)因素的影響？

關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與高等教育規(guī)模的關(guān)系，早在上世紀(jì)80年代國(guó)外學(xué)者便有涉足。雖然有研究表明人均GNP與高等教育毛入學(xué)率存在一定程度的正相關(guān)關(guān)系 （Jee-Peng Tan，Alain Mingat）[1][2]，但并未得出高等教育入學(xué)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈因果關(guān)系的結(jié)論。國(guó)內(nèi)學(xué)者從國(guó)際與歷史的角度也進(jìn)行了相關(guān)研究。 如丁小浩、陳良（2000）[3]，崔玉平、李曉文（2006）[4]基于投入產(chǎn)出模型測(cè)算高等教育規(guī)模變化對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。楊益民（2006）[5]通過(guò)建立高校在校生人數(shù)與GDP的一元線性回歸模型，衡量高等教育規(guī)模變化對(duì)我國(guó)中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。孫紹榮、尹慧茹等（2001）[6]，劉桓、李樂(lè)夫等（2009）[7]運(yùn)用回歸模型測(cè)算GDP、人均GNP對(duì)高等教育毛入學(xué)率的影響彈性。嚴(yán)全治、苗文燕（2007）[8]通過(guò)計(jì)算Pearson相關(guān)系數(shù)分析高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系。以上研究，對(duì)高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互影響的分析，均采用回歸模型，而時(shí)間序列數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)特點(diǎn)，易產(chǎn)生“偽回歸”問(wèn)題，使模型結(jié)果失真。此外，對(duì)于高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)指標(biāo)關(guān)系的判斷，大多數(shù)學(xué)者依據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)，而該方法無(wú)法解釋兩者之間究竟是因果關(guān)系還是協(xié)同共變關(guān)系（Kendall&Stuart）[9]。基于上述考慮，本文運(yùn)用處理非平穩(wěn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整理論分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)高等教育規(guī)模變化的影響，并進(jìn)一步根據(jù)Granger檢驗(yàn)判斷二者之間的因果關(guān)系。

1 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1 指標(biāo)選取

對(duì)于高等教育規(guī)模的考察一般采用升學(xué)率、入學(xué)率、在校生數(shù)、畢業(yè)生數(shù)等反映教育結(jié)果的指標(biāo)。本文選擇每萬(wàn)人口中普通高校在校大學(xué)生數(shù)（ZXR）來(lái)測(cè)量高等教育的發(fā)展規(guī)模，這樣不僅可以對(duì)高等教育的規(guī)模進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析，還可以剔除人口數(shù)量的影響。

對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)的選取以往學(xué)者一般采用GDP、GNP、人均GDP等反映經(jīng)濟(jì)狀況的宏觀指標(biāo)。高等教育的發(fā)展直接取決于需求與供給，眾多研究表明經(jīng)濟(jì)是影響和制約高等育發(fā)展最主要、最持久的因素。目前，多元化的經(jīng)費(fèi)結(jié)構(gòu)尚未健全，政府財(cái)政性撥款仍是大多數(shù)高校維持正常教學(xué)、科研及其他活動(dòng)的主要經(jīng)費(fèi)來(lái)源。財(cái)政收入狀況必然制約高等教育機(jī)會(huì)的供給。同時(shí)，學(xué)費(fèi)收入占高等教育經(jīng)費(fèi)收入的比重逐年上升，已成為高等學(xué)校財(cái)政預(yù)算內(nèi)撥款以外最重要的經(jīng)費(fèi)來(lái)源，居民收入水平既決定了個(gè)人對(duì)高等教育的需求量也直接影響到高等教育的供給。可見(jiàn)，財(cái)政收入狀況和居民收入水平同樣是影響高等教育發(fā)展的重要因素。因此，本文選取人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDP）、人均財(cái)政收入（PFI）、農(nóng)民家庭年人均純收入 （RI）和城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入（UI）作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。

1.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

樣本區(qū)間為1978～2007年時(shí)間序列，其中1978～1998年數(shù)據(jù)來(lái)源于 《中國(guó)50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，1999～2007年數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除物價(jià)因素的影響，用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（1978=100）將各年度人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、人均財(cái)政收入、農(nóng)民家庭年人均純收入和城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入數(shù)據(jù)調(diào)整為不變價(jià)。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對(duì)變量取自然對(duì)數(shù)，分別記為1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI。

2 模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

2.1 單位根檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)高等教育規(guī)模指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前，首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對(duì)水平序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中滯后階數(shù)選擇采用AIC(Akaike Information Criterion)最小準(zhǔn)則。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表 1 可 見(jiàn) ，1nZXR、1nPGDP、1nPFI、1nRI和 1nUI在10%顯著性水平下均為非平穩(wěn)序列，而一階差分后Δ1nZXR、Δ1nPGDP、Δ1nPI和 Δ1nRI和 Δ1nUI在 5%顯著性水平下為平穩(wěn)序列，二階差分后在1%顯著性水平下為平穩(wěn)序列。故原始序列 1nZXR、1nPGDP、1nPI和 1nUI為序列，1nPFI為序列。而1nZXR與1nPFI非同價(jià)單整，無(wú)法進(jìn)行下一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)與誤差修正模型

2.2.1 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的常用方法有Johansen檢驗(yàn)法和E-G（Engle-Granger）兩步檢驗(yàn)法，分別用于多變量和兩變量協(xié)整關(guān)系判斷[10]。 由單位根檢驗(yàn)可知 1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI為 I(1)序列，因此可采用E-G兩步檢驗(yàn)法對(duì)1nZXR和1nPGDP，1nZXR和1nRI以及1nZXR和1nUI分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

第一步，建立協(xié)整回歸方程，用OLS方法估計(jì)1nZXR和1nPGDP、1nRI以及1nUI之間的回歸方程，結(jié)果如下：

由于DW值較小，殘差項(xiàng)有較強(qiáng)的自相關(guān)性，考慮加入

適當(dāng)?shù)臏箜?xiàng)，得lnZXR、lnPGDP的滯后模型：

自相關(guān)消除，因此方程⑵可初步認(rèn)為是1nZXR和1nPGDP的長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

同理，可建立消除自相關(guān)后的1nZXR和1nRI，1nZXR和1nUI的回歸方程。

第二步，檢驗(yàn)殘差序列et的平穩(wěn)性。

估計(jì)回歸方程⑵、⑶和⑷的殘差序列，分別記為e1t、e2t和e3t，并對(duì)其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

表2 殘差序列et單位根檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果表明ADF值絕對(duì)值分別為4.435、5.093和4.481，均大于顯著性水平為1%的臨界值，可以判斷殘差序列e1t、e2t和 e3t為平穩(wěn)序列。即存在 1nZXR和 1nPGDP、1nRI以及1nUI的平穩(wěn)線性組合，表明高等教育規(guī)模與人均GDP、農(nóng)村居民年人均純收入、城市居民年人均可支配收入均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長(zhǎng)期來(lái)看，人均GDP、農(nóng)村居民年人均純收入和城市居民年人均可支配收入對(duì)高等教育規(guī)模的影響彈性系數(shù)分別為1.380，2.272和1.625，即上述三個(gè)指標(biāo)每增長(zhǎng)1%，高等教育規(guī)模將分別增長(zhǎng)1.380%、2.272%和1.625%。

2.2.2 誤差修正模型

在協(xié)整檢驗(yàn)基礎(chǔ)上，采用從一般到特殊的模型選擇方法，首先對(duì)模型選擇較多的變量及多位的滯后項(xiàng)，再對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，去掉無(wú)關(guān)或相關(guān)性差的變量和滯后項(xiàng)，得到符合要求的模型，建立1nZXR和1nPGDP、1nRI以及1nUI的誤差修正模型如下：

模型⑸⑹⑺分別反映了高等教育發(fā)展規(guī)模與人均GDP、農(nóng)村居民年人均純收入和城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量分別為-2.357，-3.105和-2.186，均在5%顯著性水平下顯著，表明Δ1nZXRt短期波動(dòng)受到長(zhǎng)期均衡關(guān)系的顯著影響。同時(shí)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，即短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將分別以0.904、1.199和0.776的調(diào)整力度將非平衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，修正能力較強(qiáng)。ΔlnZXRt-1的系數(shù)也均通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，表明上一年高等教育規(guī)模的變化引起高等教育規(guī)模同方向的變化，反映高等教育規(guī)模慣性的延續(xù)。

模型⑸中，ΔlnPGDPt的系數(shù)在5%顯著性水平下顯著，表明在短期內(nèi)即期人均GDP的變化將引起高等教育規(guī)模同方向的變化，人均GDP變化1%，將引起高等教育規(guī)模變化0.680%。可見(jiàn)，人均GDP對(duì)高等教育規(guī)模的影響短期小于長(zhǎng)期。

模型⑺中，Δ1nUIt-1通過(guò)5%檢驗(yàn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明上一年城市居民可支配收入將引起當(dāng)年高等教育規(guī)模同方向的變化，影響彈性為0.978。

2.3 Granger因果檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)可得，高等教育規(guī)模與人均GDP、農(nóng)村居民年人均年純收入以及城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否是一種因果關(guān)系，需進(jìn)一步分析。Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械臏笃跀?shù)取m=n，且滯后期數(shù)為2，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

Granger因果檢驗(yàn)表明，在5%顯著性水平下，存在1nRI到1nZXR的單向關(guān)系，說(shuō)明農(nóng)村居民年人均純收入是高等教育規(guī)模變化的Granger原因。此外，在10%顯著性水平下還存在1nUI到1nZXR的單向關(guān)系，表明城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入是影響高等教育規(guī)模變化的原因。需要注意的是，不存 在 1nPGDP和1nZXR單向和雙向的因果關(guān)系，也不存在1nZXR到 1nRI和1nZXR到1nUI的單向因果關(guān)系。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論與建議

研究結(jié)果表明，高等教育規(guī)模與人均GDP、農(nóng)村居民年人均純收入和城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入均為序列，存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系；而與人均財(cái)政收入非同階單整，不存在協(xié)整關(guān)系。

長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)村居民年人均純收入的影響彈性系數(shù)最大為2.272，其次為城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入1.625和人均GDP1.380。可見(jiàn)，居民收入狀況對(duì)高等教育規(guī)模的彈性系數(shù)要大于經(jīng)濟(jì)總體實(shí)力，農(nóng)村居民收入的影響彈性又高于城鎮(zhèn)居民收入。這充分說(shuō)明農(nóng)村居民較之城鎮(zhèn)居民具有更強(qiáng)的高等教育需求。同時(shí)，我國(guó)農(nóng)村適齡人口龐大，實(shí)現(xiàn)由人口大國(guó)向人力資源強(qiáng)國(guó)的轉(zhuǎn)變，關(guān)鍵在于農(nóng)村人口素質(zhì)的提高。因此，高等教育的發(fā)展與相關(guān)政策的制定應(yīng)給予農(nóng)民家庭更多地關(guān)注與傾斜。

短期來(lái)看，當(dāng)高等教育規(guī)模的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，人均GDP、農(nóng)村居民年人均純收入和城鎮(zhèn)居民年人均可支配收入各系統(tǒng)將分別以0.904、1.119和0.776的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。同時(shí)，居民收入水平是高等教育規(guī)模變化的Granger原因，但高等教育規(guī)模并未成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的Granger原因。可見(jiàn)，高等教育發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用未能有效釋放，這主要與高等教育專業(yè)設(shè)置、人才培養(yǎng)規(guī)格與市場(chǎng)需求脫節(jié)，高等教育推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)渠道不暢通等因素有關(guān)。因此，高等教育部門應(yīng)將現(xiàn)階段工作重點(diǎn)由外延式發(fā)展向內(nèi)涵式發(fā)展轉(zhuǎn)移，不斷提高高校內(nèi)部資源配置效率和辦學(xué)效益，進(jìn)一步調(diào)整和優(yōu)化高等教育結(jié)構(gòu)，逐步完善人才培養(yǎng)模式與科研成果轉(zhuǎn)化機(jī)制。

[1]M.Alain,Jee-Peng Tan.Analytical Tools for Sector Work in Education[M].Washington.D.C：The World Bank,1988.

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[3]丁小浩,陳良.高等教育擴(kuò)大招生對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和增加就業(yè)的影響分析[J].教育發(fā)展研究,2000，(2).

[4]崔玉平,李曉文.江蘇省高等教育規(guī)模擴(kuò)大對(duì)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)分析[J].教育與經(jīng)濟(jì),2006，(3).

[5]楊益民.區(qū)域高等教育規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析[J].2006，(3).

[6]孫紹榮,尹慧茹,朱君萍.高等教育與經(jīng)濟(jì)水平關(guān)系的國(guó)際統(tǒng)計(jì)研究[J].中國(guó)高教研究,2001，(4).

[7]劉恒,李樂(lè)夫,吳棟.升學(xué)需求和經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)于高等教育規(guī)模影響的變動(dòng)研究[J].清華大學(xué)教育研究,2009，(2).

[8]嚴(yán)全治,苗文燕.河南省普通高等教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)性分析[J].河南社會(huì)科學(xué),2007,(5).

[9]達(dá)莫達(dá)爾N.古亞拉提著,張濤譯.經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)精要[M].機(jī)械工業(yè)出版社,2006.

[10]Johansen S.Statistical Analysis of Cointegration Vectors[J].Journal of Economic Dynamics and Control,1988,12.