經濟發展對高等教育規模影響的實證研究

朱迎春，王大鵬

(1.中國科學技術發展戰略研究院，北京 100038；2.清華大學 公共管理學院，北京 100084）

0 引言

經濟發展為高等教育發展提供基本的物質基礎，高等教育發展為經濟增長提供必要的智力支持，二者相得益彰。然而，伴隨數年的高等教育擴招，大學畢業生就業形勢日益嚴峻，文憑貶值、“讀書無用論”再度抬頭。高等教育規模問題引起社會各界高度關注。高等教育擴招是規避“近憂”的權宜之計，還是經濟發展的根本訴求？經濟發展與高等教育規模關系如何？高等教育規模受哪些經濟因素的影響？

關于經濟發展與高等教育規模的關系，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關系 （Jee-Peng Tan，Alain Mingat）[1][2]，但并未得出高等教育入學率與經濟增長呈因果關系的結論。國內學者從國際與歷史的角度也進行了相關研究。 如丁小浩、陳良（2000）[3]，崔玉平、李曉文（2006）[4]基于投入產出模型測算高等教育規模變化對短期經濟增長的拉動作用。楊益民（2006）[5]通過建立高校在校生人數與GDP的一元線性回歸模型，衡量高等教育規模變化對我國中部地區經濟增長的貢獻。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相關系數分析高等教育規模與經濟指標的相關關系。以上研究，對高等教育規模與經濟增長相互影響的分析，均采用回歸模型，而時間序列數據的不平穩特點，易產生“偽回歸”問題，使模型結果失真。此外，對于高等教育規模與經濟指標關系的判斷，大多數學者依據Pearson相關系數，而該方法無法解釋兩者之間究竟是因果關系還是協同共變關系（Kendall&Stuart）[9]。基于上述考慮，本文運用處理非平穩時間序列數據的協整理論分析經濟發展對高等教育規模變化的影響，并進一步根據Granger檢驗判斷二者之間的因果關系。

1 指標選取與數據說明

1.1 指標選取

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

對于經濟發展指標的選取以往學者一般采用GDP、GNP、人均GDP等反映經濟狀況的宏觀指標。高等教育的發展直接取決于需求與供給，眾多研究表明經濟是影響和制約高等育發展最主要、最持久的因素。目前，多元化的經費結構尚未健全，政府財政性撥款仍是大多數高校維持正常教學、科研及其他活動的主要經費來源。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費收入的比重逐年上升，已成為高等學校財政預算內撥款以外最重要的經費來源，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。可見，財政收入狀況和居民收入水平同樣是影響高等教育發展的重要因素。因此，本文選取人均國內生產總值（PGDP）、人均財政收入（PFI）、農民家庭年人均純收入 （RI）和城鎮居民年人均可支配收入（UI）作為經濟發展指標。

1.2 數據說明

樣本區間為1978～2007年時間序列，其中1978～1998年數據來源于 《中國50年統計資料匯編》，1999～2007年數據來源于《中國統計年鑒》。為消除物價因素的影響，用消費者價格指數（1978=100）將各年度人均國內生產總值、人均財政收入、農民家庭年人均純收入和城鎮居民年人均可支配收入數據調整為不變價。為消除數據中可能存在的異方差，對變量取自然對數，分別記為1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI。

2 模型構建與檢驗

2.1 單位根檢驗

在檢驗高等教育規模指標與經濟發展指標之間是否存在協整關系之前，首先運用ADF檢驗對水平序列進行平穩性檢驗，其中滯后階數選擇采用AIC(Akaike Information Criterion)最小準則。檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

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序列，二階差分后在1%顯著性水平下為平穩序列。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整檢驗。

2.2 協整檢驗與誤差修正模型

2.2.1 協整檢驗

協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整關系判斷[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分別進行協整檢驗。

第一步，建立協整回歸方程，用OLS方法估計1nZXR和1nPGDP、1nRI以及1nUI之間的回歸方程，結果如下：

由于DW值較小，殘差項有較強的自相關性，考慮加入

適當的滯后項，得lnZXR、lnPGDP的滯后模型：

自相關消除，因此方程⑵可初步認為是1nZXR和1nPGDP的長期穩定關系。

同理，可建立消除自相關后的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，并對其進行平穩性檢驗，結果如表2所示：

表2 殘差序列et單位根檢驗結果

結果表明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為平穩序列。即存在 1nZXR和 1nPGDP、1nRI以及1nUI的平穩線性組合，表明高等教育規模與人均GDP、農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定的均衡關系。從長期來看，人均GDP、農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模的影響彈性系數分別為1.380，2.272和1.625，即上述三個指標每增長1%，高等教育規模將分別增長1.380%、2.272%和1.625%。

2.2.2 誤差修正模型

在協整檢驗基礎上，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，再對模型中的參數進行檢驗，去掉無關或相關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展規模與人均GDP、農村居民年人均純收入和城鎮居民年人均可支配收入的短期波動與長期均衡關系。誤差修正項系數的T統計量分別為-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系的顯著影響。同時系數為負，符合反向修正機制，即短期波動偏離長期均衡時，系統將分別以0.904、1.199和0.776的調整力度將非平衡狀態拉回到均衡狀態，修正能力較強。ΔlnZXRt-1的系數也均通過5%顯著性水平檢驗，表明上一年高等教育規模的變化引起高等教育規模同方向的變化，反映高等教育規模慣性的延續。

模型⑸中，ΔlnPGDPt的系數在5%顯著性水平下顯著，表明在短期內即期人均GDP的變化將引起高等教育規模同方向的變化，人均GDP變化1%，將引起高等教育規模變化0.680%。可見，人均GDP對高等教育規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模同方向的變化，影響彈性為0.978。

2.3 Granger因果檢驗

由協整檢驗可得，高等教育規模與人均GDP、農村居民年人均年純收入以及城鎮居民年人均可支配收入之間存在長期均衡關系，但這種關系是否是一種因果關系，需進一步分析。Granger因果檢驗模型中的滯后期數取m=n，且滯后期數為2，檢驗結果如表3所示。

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

表3 Granger因果檢驗結果

3 結論與建議

研究結果表明，高等教育規模與人均GDP、農村居民年人均純收入和城鎮居民年人均可支配收入均為序列，存在長期穩定的動態均衡關系；而與人均財政收入非同階單整，不存在協整關系。

長期來看，農村居民年人均純收入的影響彈性系數最大為2.272，其次為城鎮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模的彈性系數要大于經濟總體實力，農村居民收入的影響彈性又高于城鎮居民收入。這充分說明農村居民較之城鎮居民具有更強的高等教育需求。同時，我國農村適齡人口龐大，實現由人口大國向人力資源強國的轉變，關鍵在于農村人口素質的提高。因此，高等教育的發展與相關政策的制定應給予農民家庭更多地關注與傾斜。

短期來看，當高等教育規模的短期波動偏離長期均衡時，人均GDP、農村居民年人均純收入和城鎮居民年人均可支配收入各系統將分別以0.904、1.119和0.776的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。同時，居民收入水平是高等教育規模變化的Granger原因，但高等教育規模并未成為經濟增長指標的Granger原因。可見，高等教育發展對經濟增長的拉動作用未能有效釋放，這主要與高等教育專業設置、人才培養規格與市場需求脫節，高等教育推動經濟增長的傳導渠道不暢通等因素有關。因此，高等教育部門應將現階段工作重點由外延式發展向內涵式發展轉移，不斷提高高校內部資源配置效率和辦學效益，進一步調整和優化高等教育結構，逐步完善人才培養模式與科研成果轉化機制。

[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濟增長和增加就業的影響分析[J].教育發展研究,2000，(2).

[4]崔玉平,李曉文.江蘇省高等教育規模擴大對短期經濟增長的效應分析[J].教育與經濟,2006，(3).

[5]楊益民.區域高等教育規模與經濟發展關系的實證分析[J].2006，(3).

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

[7]劉恒,李樂夫,吳棟.升學需求和經濟發展對于高等教育規模影響的變動研究[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濟發展協調性分析[J].河南社會科學,2007,(5).

[9]達莫達爾N.古亞拉提著,張濤譯.經濟計量學精要[M].機械工業出版社,2006.

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