經(jīng)濟發(fā)展對高等教育規(guī)模影響的實證研究

朱迎春，王大鵬

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

0 引言

經(jīng)濟發(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)濟增長提供必要的智力支持，二者相得益彰。然而，伴隨數(shù)年的高等教育擴招，大學畢業(yè)生就業(yè)形勢日益嚴峻，文憑貶值、“讀書無用論”再度抬頭。高等教育規(guī)模問題引起社會各界高度關(guān)注。高等教育擴招是規(guī)避“近憂”的權(quán)宜之計，還是經(jīng)濟發(fā)展的根本訴求？經(jīng)濟發(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)濟因素的影響？

關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展與高等教育規(guī)模的關(guān)系，早在上世紀80年代國外學者便有涉足。雖然有研究表明人均GNP與高等教育毛入學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率與經(jīng)濟增長呈因果關(guān)系的結(jié)論。國內(nèi)學者從國際與歷史的角度也進行了相關(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)出模型測算高等教育規(guī)模變化對短期經(jīng)濟增長的拉動作用。楊益民（2006）[5]通過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)模變化對我國中部地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻。孫紹榮、尹慧茹等（2001）[6]，劉桓、李樂夫等（2009）[7]運用回歸模型測算GDP、人均GNP對高等教育毛入學率的影響彈性。嚴全治、苗文燕（2007）[8]通過計算Pearson相關(guān)系數(shù)分析高等教育規(guī)模與經(jīng)濟指標的相關(guān)關(guān)系。以上研究，對高等教育規(guī)模與經(jīng)濟增長相互影響的分析，均采用回歸模型，而時間序列數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)特點，易產(chǎn)生“偽回歸”問題，使模型結(jié)果失真。此外，對于高等教育規(guī)模與經(jīng)濟指標關(guān)系的判斷，大多數(shù)學者依據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)，而該方法無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]?；谏鲜隹紤]，本文運用處理非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整理論分析經(jīng)濟發(fā)展對高等教育規(guī)模變化的影響，并進一步根據(jù)Granger檢驗判斷二者之間的因果關(guān)系。

1 指標選取與數(shù)據(jù)說明

1.1 指標選取

對于高等教育規(guī)模的考察一般采用升學率、入學率、在校生數(shù)、畢業(yè)生數(shù)等反映教育結(jié)果的指標。本文選擇每萬人口中普通高校在校大學生數(shù)（ZXR）來測量高等教育的發(fā)展規(guī)模，這樣不僅可以對高等教育的規(guī)模進行動態(tài)分析，還可以剔除人口數(shù)量的影響。

對于經(jīng)濟發(fā)展指標的選取以往學者一般采用GDP、GNP、人均GDP等反映經(jīng)濟狀況的宏觀指標。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)費結(jié)構(gòu)尚未健全，政府財政性撥款仍是大多數(shù)高校維持正常教學、科研及其他活動的主要經(jīng)費來源。財政收入狀況必然制約高等教育機會的供給。同時，學費收入占高等教育經(jīng)費收入的比重逐年上升，已成為高等學校財政預(yù)算內(nèi)撥款以外最重要的經(jīng)費來源，居民收入水平既決定了個人對高等教育的需求量也直接影響到高等教育的供給?？梢?，財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，本文選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（PGDP）、人均財政收入（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)濟發(fā)展指標。

1.2 數(shù)據(jù)說明

樣本區(qū)間為1978～2007年時間序列，其中1978～1998年數(shù)據(jù)來源于 《中國50年統(tǒng)計資料匯編》，1999～2007年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為消除物價因素的影響，用消費者價格指數(shù)（1978=100）將各年度人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均財政收入、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。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對變量取自然對數(shù)，分別記為1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI。

2 模型構(gòu)建與檢驗

2.1 單位根檢驗

在檢驗高等教育規(guī)模指標與經(jīng)濟發(fā)展指標之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前，首先運用ADF檢驗對水平序列進行平穩(wěn)性檢驗，其中滯后階數(shù)選擇采用AIC(Akaike Information Criterion)最小準則。檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗結(jié)果

由表 1 可 見 ，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非同價單整，無法進行下一步的協(xié)整檢驗。

2.2 協(xié)整檢驗與誤差修正模型

2.2.1 協(xié)整檢驗

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

第一步，建立協(xié)整回歸方程，用OLS方法估計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，殘差項有較強的自相關(guān)性，考慮加入

適當?shù)臏箜?，得lnZXR、lnPGDP的滯后模型：

自相關(guān)消除，因此方程⑵可初步認為是1nZXR和1nPGDP的長期穩(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，檢驗殘差序列et的平穩(wěn)性。

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

表2 殘差序列et單位根檢驗結(jié)果

結(jié)果表明ADF值絕對值分別為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期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長期來看，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，即上述三個指標每增長1%，高等教育規(guī)模將分別增長1.380%、2.272%和1.625%。

2.2.2 誤差修正模型

在協(xié)整檢驗基礎(chǔ)上，采用從一般到特殊的模型選擇方法，首先對模型選擇較多的變量及多位的滯后項，再對模型中的參數(shù)進行檢驗，去掉無關(guān)或相關(guān)性差的變量和滯后項，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與長期均衡關(guān)系。誤差修正項系數(shù)的T統(tǒng)計量分別為-2.357，-3.105和-2.186，均在5%顯著性水平下顯著，表明Δ1nZXRt短期波動受到長期均衡關(guān)系的顯著影響。同時系數(shù)為負，符合反向修正機制，即短期波動偏離長期均衡時，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。ΔlnZXRt-1的系數(shù)也均通過5%顯著性水平檢驗，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，人均GDP對高等教育規(guī)模的影響短期小于長期。

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

2.3 Granger因果檢驗

由協(xié)整檢驗可得，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期均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否是一種因果關(guān)系，需進一步分析。Granger因果檢驗?zāi)Ｐ椭械臏笃跀?shù)取m=n，且滯后期數(shù)為2，檢驗結(jié)果如表3所示。

Granger因果檢驗表明，在5%顯著性水平下，存在1nRI到1nZXR的單向關(guān)系，說明農(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，存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系；而與人均財政收入非同階單整，不存在協(xié)整關(guān)系。

長期來看，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，居民收入狀況對高等教育規(guī)模的彈性系數(shù)要大于經(jīng)濟總體實力，農(nóng)村居民收入的影響彈性又高于城鎮(zhèn)居民收入。這充分說明農(nóng)村居民較之城鎮(zhèn)居民具有更強的高等教育需求。同時，我國農(nóng)村適齡人口龐大，實現(xiàn)由人口大國向人力資源強國的轉(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。

短期來看，當高等教育規(guī)模的短期波動偏離長期均衡時，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，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)濟增長指標的Granger原因?？梢?，高等教育發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用未能有效釋放，這主要與高等教育專業(yè)設(shè)置、人才培養(yǎng)規(guī)格與市場需求脫節(jié)，高等教育推動經(jīng)濟增長的傳導(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效益，進一步調(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)化機制。

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

[2]Jee-Peng Tan,M.Alain.Education in Asia:A Comparative Study of Cost and Financing[M].Washington.D.C.The World Bank，1992.

[3]丁小浩,陳良.高等教育擴大招生對經(jīng)濟增長和增加就業(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)模擴大對短期經(jīng)濟增長的效應(yīng)分析[J].教育與經(jīng)濟,2006，(3).

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

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

[7]劉恒,李樂夫,吳棟.升學需求和經(jīng)濟發(fā)展對于高等教育規(guī)模影響的變動研究[J].清華大學教育研究,2009，(2).

[8]嚴全治,苗文燕.河南省普通高等教育與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調(diào)性分析[J].河南社會科學,2007,(5).

[9]達莫達爾N.古亞拉提著,張濤譯.經(jīng)濟計量學精要[M].機械工業(yè)出版社,2006.

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