经济发展对高等教育规模影响的实证研究

朱迎春，王大鹏

(1.中国科学技术发展战略研究院，北京 100038；2.清华大学 公共管理学院，北京 100084）

0 引言

经济发展为高等教育发展提供基本的物质基础，高等教育发展为经济增长提供必要的智力支持，二者相得益彰。然而，伴随数年的高等教育扩招，大学毕业生就业形势日益严峻，文凭贬值、“读书无用论”再度抬头。高等教育规模问题引起社会各界高度关注。高等教育扩招是规避“近忧”的权宜之计，还是经济发展的根本诉求？经济发展与高等教育规模关系如何？高等教育规模受哪些经济因素的影响？

关于经济发展与高等教育规模的关系，早在上世纪80年代国外学者便有涉足。虽然有研究表明人均GNP与高等教育毛入学率存在一定程度的正相关关系 （Jee-Peng Tan，Alain Mingat）[1][2]，但并未得出高等教育入学率与经济增长呈因果关系的结论。国内学者从国际与历史的角度也进行了相关研究。 如丁小浩、陈良（2000）[3]，崔玉平、李晓文（2006）[4]基于投入产出模型测算高等教育规模变化对短期经济增长的拉动作用。杨益民（2006）[5]通过建立高校在校生人数与GDP的一元线性回归模型，衡量高等教育规模变化对我国中部地区经济增长的贡献。孙绍荣、尹慧茹等（2001）[6]，刘桓、李乐夫等（2009）[7]运用回归模型测算GDP、人均GNP对高等教育毛入学率的影响弹性。严全治、苗文燕（2007）[8]通过计算Pearson相关系数分析高等教育规模与经济指标的相关关系。以上研究，对高等教育规模与经济增长相互影响的分析，均采用回归模型，而时间序列数据的不平稳特点，易产生“伪回归”问题，使模型结果失真。此外，对于高等教育规模与经济指标关系的判断，大多数学者依据Pearson相关系数，而该方法无法解释两者之间究竟是因果关系还是协同共变关系（Kendall&Stuart）[9]。基于上述考虑，本文运用处理非平稳时间序列数据的协整理论分析经济发展对高等教育规模变化的影响，并进一步根据Granger检验判断二者之间的因果关系。

1 指标选取与数据说明

1.1 指标选取

对于高等教育规模的考察一般采用升学率、入学率、在校生数、毕业生数等反映教育结果的指标。本文选择每万人口中普通高校在校大学生数（ZXR）来测量高等教育的发展规模，这样不仅可以对高等教育的规模进行动态分析，还可以剔除人口数量的影响。

对于经济发展指标的选取以往学者一般采用GDP、GNP、人均GDP等反映经济状况的宏观指标。高等教育的发展直接取决于需求与供给，众多研究表明经济是影响和制约高等育发展最主要、最持久的因素。目前，多元化的经费结构尚未健全，政府财政性拨款仍是大多数高校维持正常教学、科研及其他活动的主要经费来源。财政收入状况必然制约高等教育机会的供给。同时，学费收入占高等教育经费收入的比重逐年上升，已成为高等学校财政预算内拨款以外最重要的经费来源，居民收入水平既决定了个人对高等教育的需求量也直接影响到高等教育的供给。可见，财政收入状况和居民收入水平同样是影响高等教育发展的重要因素。因此，本文选取人均国内生产总值（PGDP）、人均财政收入（PFI）、农民家庭年人均纯收入 （RI）和城镇居民年人均可支配收入（UI）作为经济发展指标。

1.2 数据说明

样本区间为1978～2007年时间序列，其中1978～1998年数据来源于 《中国50年统计资料汇编》，1999～2007年数据来源于《中国统计年鉴》。为消除物价因素的影响，用消费者价格指数（1978=100）将各年度人均国内生产总值、人均财政收入、农民家庭年人均纯收入和城镇居民年人均可支配收入数据调整为不变价。为消除数据中可能存在的异方差，对变量取自然对数，分别记为1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI。

2 模型构建与检验

2.1 单位根检验

在检验高等教育规模指标与经济发展指标之间是否存在协整关系之前，首先运用ADF检验对水平序列进行平稳性检验，其中滞后阶数选择采用AIC(Akaike Information Criterion)最小准则。检验结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

由表 1 可 见 ，1nZXR、1nPGDP、1nPFI、1nRI和 1nUI在10%显著性水平下均为非平稳序列，而一阶差分后Δ1nZXR、Δ1nPGDP、Δ1nPI和 Δ1nRI和 Δ1nUI在 5%显著性水平下为平稳序列，二阶差分后在1%显著性水平下为平稳序列。故原始序列 1nZXR、1nPGDP、1nPI和 1nUI为序列，1nPFI为序列。而1nZXR与1nPFI非同价单整，无法进行下一步的协整检验。

2.2 协整检验与误差修正模型

2.2.1 协整检验

协整检验的常用方法有Johansen检验法和E-G（Engle-Granger）两步检验法，分别用于多变量和两变量协整关系判断[10]。 由单位根检验可知 1nZXR、1nPGDP、1nPI和1nUI为 I(1)序列，因此可采用E-G两步检验法对1nZXR和1nPGDP，1nZXR和1nRI以及1nZXR和1nUI分别进行协整检验。

第一步，建立协整回归方程，用OLS方法估计1nZXR和1nPGDP、1nRI以及1nUI之间的回归方程，结果如下：

由于DW值较小，残差项有较强的自相关性，考虑加入

适当的滞后项，得lnZXR、lnPGDP的滞后模型：

自相关消除，因此方程⑵可初步认为是1nZXR和1nPGDP的长期稳定关系。

同理，可建立消除自相关后的1nZXR和1nRI，1nZXR和1nUI的回归方程。

第二步，检验残差序列et的平稳性。

估计回归方程⑵、⑶和⑷的残差序列，分别记为e1t、e2t和e3t，并对其进行平稳性检验，结果如表2所示：

表2 残差序列et单位根检验结果

结果表明ADF值绝对值分别为4.435、5.093和4.481，均大于显著性水平为1%的临界值，可以判断残差序列e1t、e2t和 e3t为平稳序列。即存在 1nZXR和 1nPGDP、1nRI以及1nUI的平稳线性组合，表明高等教育规模与人均GDP、农村居民年人均纯收入、城市居民年人均可支配收入均存在长期稳定的均衡关系。从长期来看，人均GDP、农村居民年人均纯收入和城市居民年人均可支配收入对高等教育规模的影响弹性系数分别为1.380，2.272和1.625，即上述三个指标每增长1%，高等教育规模将分别增长1.380%、2.272%和1.625%。

2.2.2 误差修正模型

在协整检验基础上，采用从一般到特殊的模型选择方法，首先对模型选择较多的变量及多位的滞后项，再对模型中的参数进行检验，去掉无关或相关性差的变量和滞后项，得到符合要求的模型，建立1nZXR和1nPGDP、1nRI以及1nUI的误差修正模型如下：

模型⑸⑹⑺分别反映了高等教育发展规模与人均GDP、农村居民年人均纯收入和城镇居民年人均可支配收入的短期波动与长期均衡关系。误差修正项系数的T统计量分别为-2.357，-3.105和-2.186，均在5%显著性水平下显著，表明Δ1nZXRt短期波动受到长期均衡关系的显著影响。同时系数为负，符合反向修正机制，即短期波动偏离长期均衡时，系统将分别以0.904、1.199和0.776的调整力度将非平衡状态拉回到均衡状态，修正能力较强。ΔlnZXRt-1的系数也均通过5%显著性水平检验，表明上一年高等教育规模的变化引起高等教育规模同方向的变化，反映高等教育规模惯性的延续。

模型⑸中，ΔlnPGDPt的系数在5%显著性水平下显著，表明在短期内即期人均GDP的变化将引起高等教育规模同方向的变化，人均GDP变化1%，将引起高等教育规模变化0.680%。可见，人均GDP对高等教育规模的影响短期小于长期。

模型⑺中，Δ1nUIt-1通过5%检验性检验，说明上一年城市居民可支配收入将引起当年高等教育规模同方向的变化，影响弹性为0.978。

2.3 Granger因果检验

由协整检验可得，高等教育规模与人均GDP、农村居民年人均年纯收入以及城镇居民年人均可支配收入之间存在长期均衡关系，但这种关系是否是一种因果关系，需进一步分析。Granger因果检验模型中的滞后期数取m=n，且滞后期数为2，检验结果如表3所示。

Granger因果检验表明，在5%显著性水平下，存在1nRI到1nZXR的单向关系，说明农村居民年人均纯收入是高等教育规模变化的Granger原因。此外，在10%显著性水平下还存在1nUI到1nZXR的单向关系，表明城镇居民年人均可支配收入是影响高等教育规模变化的原因。需要注意的是，不存 在 1nPGDP和1nZXR单向和双向的因果关系，也不存在1nZXR到 1nRI和1nZXR到1nUI的单向因果关系。

表3 Granger因果检验结果

3 结论与建议

研究结果表明，高等教育规模与人均GDP、农村居民年人均纯收入和城镇居民年人均可支配收入均为序列，存在长期稳定的动态均衡关系；而与人均财政收入非同阶单整，不存在协整关系。

长期来看，农村居民年人均纯收入的影响弹性系数最大为2.272，其次为城镇居民年人均可支配收入1.625和人均GDP1.380。可见，居民收入状况对高等教育规模的弹性系数要大于经济总体实力，农村居民收入的影响弹性又高于城镇居民收入。这充分说明农村居民较之城镇居民具有更强的高等教育需求。同时，我国农村适龄人口庞大，实现由人口大国向人力资源强国的转变，关键在于农村人口素质的提高。因此，高等教育的发展与相关政策的制定应给予农民家庭更多地关注与倾斜。

短期来看，当高等教育规模的短期波动偏离长期均衡时，人均GDP、农村居民年人均纯收入和城镇居民年人均可支配收入各系统将分别以0.904、1.119和0.776的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。同时，居民收入水平是高等教育规模变化的Granger原因，但高等教育规模并未成为经济增长指标的Granger原因。可见，高等教育发展对经济增长的拉动作用未能有效释放，这主要与高等教育专业设置、人才培养规格与市场需求脱节，高等教育推动经济增长的传导渠道不畅通等因素有关。因此，高等教育部门应将现阶段工作重点由外延式发展向内涵式发展转移，不断提高高校内部资源配置效率和办学效益，进一步调整和优化高等教育结构，逐步完善人才培养模式与科研成果转化机制。

[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,陈良.高等教育扩大招生对经济增长和增加就业的影响分析[J].教育发展研究,2000，(2).

[4]崔玉平,李晓文.江苏省高等教育规模扩大对短期经济增长的效应分析[J].教育与经济,2006，(3).

[5]杨益民.区域高等教育规模与经济发展关系的实证分析[J].2006，(3).

[6]孙绍荣,尹慧茹,朱君萍.高等教育与经济水平关系的国际统计研究[J].中国高教研究,2001，(4).

[7]刘恒,李乐夫,吴栋.升学需求和经济发展对于高等教育规模影响的变动研究[J].清华大学教育研究,2009，(2).

[8]严全治,苗文燕.河南省普通高等教育与经济发展协调性分析[J].河南社会科学,2007,(5).

[9]达莫达尔N.古亚拉提著,张涛译.经济计量学精要[M].机械工业出版社,2006.

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