1、高校扩招对于经济的计量经济分析- 1 -高校扩招对于经济的计量经济分析摘要 高等教育的扩招政策从长期和短期来着，既具有对经济的刺激拉动作用，同时也存在着一些结构性的矛盾和问题。高校的扩招，在消费、投资、财政支出以及进出口方面都产生了积极的影响，在实践中发挥了对经济的拉动作用。但是，人学生人数的盲目激增，导致了教育产业与社会结构的发展速度脱节，一些现实性问题仍然值得关注。关键词 高校 扩招 计量经济分析 现实意义一、引言研究背景从 1999 年高校扩招 51 万人开始至今，高等教育规模的迅速发展实践着高等教育从“精英化”培养到“大众化”的过程。亚洲开发银行驻北京代表处首席经济学家汤敏陈述 5 个
2、理由支持大学扩招：其一，当时中国大学生数量远低于同等发展水平的国家；其二，1998 年国企改革，大量下岗工人进入就业市场，如果大量年轻人参与竞争，就业将面临恶性局面；其三，国家提出保持经济增长 8%目标，扩招前经济增长率为 7.8%，急需扩大内需，教育被认为是老百姓需求最大的；其四，当时高校有能力消化扩招，平均一个教师仅带 7 个学生；最后也是最重要的，高等教育的普及事关中华民族的整体振兴。高校扩招政策实施 10 年来，高等教育产业的发展。目前，我国高等教育的毛入学率已经达到 15%，成为同等经济水平的发展中国家高等教育的领头羊。随着高校扩招的步伐，中国 GDP 的增长保持着高速发展，有关高校
3、扩招的经济推动作用的理论分析层出不穷。扩大大学教育规模是一个可以拉动内需的消费点，如果高校每年扩招 30 万学生，按年个学生消费 1 万元计算，30 万学生实际消费将近 30 亿元（汤敏，1998） 。同时也有数据显示:每扩大招收自费生 300万，会直接扩大内需 270 亿元，加上边际消费效应，总过可以扩大内需 1350 亿元（蔡永莲，2000） 。总之，高等教育产业对中国经济的推动作用是不可忽视的，同时也验证了教育经济学的理论。问题与方法高等教育对经济的长期推动作用，不论从西方的教育经济理论，还是中国的现代科教战略来着，都是毋庸质疑的。但是高等教育，尤其是高校扩招，对经济的贡献作用是否显著是
4、我们所关心的问题。对于全国经济而言，高校扩招高校扩招对于经济的计量经济分析- 2 -对消费还是否依然是显著影响因素？对于 GDP 的其他方面影响是否显著呢？影响 GDP 的因素有很多，计量经济的回归结果在现实中又会出现怎样的思考结果？本文将从个国 GDP 的四个方面入手，分别进行最小二乘分析，求证高校扩招人数对于国民经济的影响是否显著的，并将结果用于现实的理性分析中，去探求认识高校扩招在各个方面现存的问题和矛盾。二、回归分析高校扩招的直接效果就是普通高等学校在校人数的增加，通过分析在校人数对国民经济各方面的相互影响，来检验高校扩招对宏观经济的作用。收集数据注：数据来自中国国家统计局网站回归分析
5、设招生人数为 Q，居民消费为 X，社会投资为 I，政府财政支出为 G，货物与服务进出口贸易净额为 NX，则国内生产总值 Y= C+I+G+NX1. 国民经济各方面对高校扩招的影响对原始数据进行处理，以 99 年的价格指数为基准：对以上数据做 X、I、G、NX 对 Q 的回归：高校扩招对于经济的计量经济分析- 3 -Dependent Variable: QMethod: Least SquaresDate: 03/01/10 Time: 14:38Sample: 1999 2007Included observations: 9Coefficient Std. Error t-Statisti
6、c Prob. C -205.7444 67.50383 -3.047892 0.0381X -0.001404 0.001384 -1.014228 0.3678I 0.021022 0.001559 13.48349 0.0002G 0.014667 0.003876 3.783524 0.0194NX -0.055697 0.005497 -10.13285 0.0005R-squared 0.997805 Mean dependent var 1135.511Adjusted R-squared 0.995611 S.D. dependent var 528.1599S.E. of r
7、egression 34.99127 Akaike info criterion 10.24826Sum squared resid 4897.557 Schwarz criterion 10.35782Log likelihood -41.11715 Hannan-Quinn criter. 10.01181F-statistic 454.6604 Durbin-Watson stat 1.963092Prob(F-statistic) 0.000014对方程进行 LM 检验：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic 1.6
8、52298 Prob. F(2,2) 0.3770Obs*R-squared 5.606716 Prob. Chi-Square(2) 0.0606结果表明，方程没有序列相关性。对方程进行 ARCH 检验：Heteroskedasticity Test: ARCHF-statistic 1.295254 Prob. F(1,6) 0.2985Obs*R-squared 1.420380 Prob. Chi-Square(1) 0.2333结果表明，方程没有异方差。对方程进行协整检验：Null Hypothesis: R1 has a unit rootExogenous: ConstantLa
9、g Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)t-Statistic Prob.*高校扩招对于经济的计量经济分析- 4 -Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.154736 0.0678Test critical values: 1% level -4.8034925% level -3.40331310% level -2.841819*MacKinnon (1996) one-sided p-values.结果表明，方程是协整的。但由于方程存在多重共线性，因此对原数据换位对数模型：Dependent
10、 Variable: LOG(Q)Method: Least SquaresDate: 03/01/10 Time: 14:43Sample: 1999 2007Included observations: 9Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -7.003675 1.349102 -5.191362 0.0066LOG(X) -0.082660 0.100649 -0.821270 0.4576LOG(I) 1.331865 0.180651 7.372584 0.0018LOG(G) 0.324375 0.185847 1.745391 0
11、.1559LOG(NX) -0.366498 0.092629 -3.956637 0.0167R-squared 0.988542 Mean dependent var 6.921347Adjusted R-squared 0.977084 S.D. dependent var 0.529396S.E. of regression 0.080140 Akaike info criterion -1.909897Sum squared resid 0.025690 Schwarz criterion -1.800328Log likelihood 13.59454 Hannan-Quinn c
12、riter. -2.146347F-statistic 86.27525 Durbin-Watson stat 1.872693Prob(F-statistic) 0.000391结果表明，多重共线性依然没有消除相同地对方程进行如上检验：Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic 2.399110 Prob. F(2,2) 0.2942Obs*R-squared 6.352248 Prob. Chi-Square(2) 0.0417Heteroskedasticity Test: ARCHF-statistic 1.670019
13、 Prob. F(1,6) 0.2438Obs*R-squared 1.741867 Prob. Chi-Square(1) 0.1869高校扩招对于经济的计量经济分析- 5 -Null Hypothesis: R1 has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic -3.041591 0.0779Test critical values: 1% level -4.80
14、34925% level -3.40331310% level -2.841819*MacKinnon (1996) one-sided p-values.结果表明，方程不存在自相关性，其残差是平稳的没有异方差。但是对数模型依然没有消除多重共线性，因此做I G NX对Q的回归ls q c i g nx：Dependent Variable: QMethod: Least SquaresDate: 03/01/10 Time: 15:00Sample: 1999 2007Included observations: 9Coefficient Std. Error t-Statistic Prob
15、. C -245.8075 54.89627 -4.477673 0.0065I 0.019958 0.001156 17.25728 0.0000G 0.016073 0.003630 4.427464 0.0068NX -0.056051 0.005501 -10.18869 0.0002R-squared 0.997241 Mean dependent var 1135.511Adjusted R-squared 0.995586 S.D. dependent var 528.1599S.E. of regression 35.09141 Akaike info criterion 10
16、.25489Sum squared resid 6157.034 Schwarz criterion 10.34255Log likelihood -42.14701 Hannan-Quinn criter. 10.06573F-statistic 602.4182 Durbin-Watson stat 2.605893Prob(F-statistic) 0.000001Breusch-Godfrey Serial Correlation LM Test:F-statistic 2.032721 Prob. F(2,3) 0.2767Obs*R-squared 5.178583 Prob. C
17、hi-Square(2) 0.0751Heteroskedasticity Test: ARCH高校扩招对于经济的计量经济分析- 6 -F-statistic 0.032482 Prob. F(1,6) 0.8629Obs*R-squared 0.043076 Prob. Chi-Square(1) 0.8356Null Hypothesis: R1 has a unit rootExogenous: ConstantLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=1)t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller
18、 test statistic -4.149294 0.0171Test critical values: 1% level -4.5826485% level -3.32096910% level -2.801384*MacKinnon (1996) one-sided p-values.检验表明，方程是协整的，没有自相关性，不存在异方差。2. 高校扩招对国民经济各方面的作用假设： X 1 + 1Q+ 1 I 2 + 2Q+ 2 G 3 + 3Q+ 3 NXI 4 + 4Q+ 4其中 u 符合如下前提： u 的期望值为 Q； u 之间没有自相关且服从正态分布； u 与 Q 不相关。利用最小二
19、乘法，根据如上样本数据分别求出回归方程的估计如下：C= 20948.83+ 34.09588Q ，t= 10.56017 ，P= 0.0000I= -20792.23+ 81.99265Q ，t= 6.183108 ，P= 0.0001G= 2207.889+ 22.19574Q ，t= 10.96766 ，P= 0.007NX= 7297.362+ 13.1469Q ，t= 4.072264 ，P= 0.0047对方程进行显著性检验：第一步：提出假设 H0 ：0，H 1 ：0第二步：计算各检验的统计量（如上各个方程回归所得 t 值）第三步：根据显著性水平 0.05，自由度为 n-2 = 9-
20、2 = 7，查 t 值分布表得出 t0.025(7)=2.365 与以上各 t 值进行比较，均得出 t t0.025(7)。所以拒绝原假设，支持备择假设，也即普通高校在校人数（招生人数）对国民经济各方面的刺激作用是显著的。回归分析结论意义高校扩招对于经济的计量经济分析- 7 -通过以上回归分析，证实了高校扩招在消费方面影响的积极性与显著性，同时也得出了高校扩招在对国民经济的其他方面（投资、财政支出以及进出口）都产生了积极的影响，并且这些影响都是显著的。但是经济数学意义的显著，并不能说明现实意义的显著。在近些年关地高校扩招经济意义的讨论中，高校扩招对于经济的促进作用是存在的，但是一些经济数据难以
21、说明的担忧与问题逐渐受到人们的关注，而这些问题也是存在于各个方面的。三、分析结果现实问题的探讨对于居民消费的影响高等教育，作为一项长期的教育投资，对于家庭或者个人财富状况的影响，在近几年普通高校扩招的现实下，是越来越大的。有不少学者担心，在短期家庭或个人财富拥有财富不变的情况下，高校扩招费用增加的“挤出效应” ，可能会造成其他方面的居民消费减少，而教育投资的增加量可能会被其他方面消费的减少量所抵消。现实的确是很多家庭都有“攒钱上人学”的理财观念，而且占中国人口 3 /4 的都是农民，他们对于孩子的教育投资的能力本身有限，扩招虽提供了机会，但也可能造成他们长时间的消费紧缩。加之，现在普通高校的学
22、费上涨，已经接近家庭或个人的平均最大接受能力，在校贫困生人数的增加，以及“因贫辍学”的现象的增加，高等教育成本问题也成为人们普遍关注的事情。但是，高校扩招对居民消费的显著影响也还是有现实基础的。在排除 CPI对居民消费的影响，高校人数与居民消费还是成正比的。因为，家庭或者个人的教育投资只是一个方面，通过教育产业还带动了其他方面的消费的增加。文化出版业因为在校人数的不断攀升而繁荣起来，餐饮业成为高校周边增长迅速的产业之一。现如今，很多普通高校扩建校区，新校区的选址大部分都在城市周边的郊区农村土地上，这样一来，不仅带动了城郊经济的发展，解决了原土地农民的就业问题，同时还带动了城市一体化进程，发展了
23、一个地区的经济，增加了原本是农民的一批人的消费。从全国经济的宏观角度而言，经济的发展速度是很快的，居民的消费水平的增长是一个必然趋势，而人民财富的积累量也随着经济的发展而增加。所以，高校扩招的政策，的的确确在现实中对居民消费起到了不可忽视的推动作用。但是我们还应看到的是大批贫困生在校的现实情况，而最好的解决方法就是完善学生贷款机制，帮助更多得贫困人学生进入高校，这不仅仅具有对经济的促进作用，同时也是对于未来潜在人力资源的培养，是对长期中国经济发展的保障。对国家财政支出以及投资的影响在扩招之前，普通高校大部分是靠国家的教育拨款维持的。有数据统计中国用不到财政总收入 3%的教育经费支持着占全世界
24、19%的教育规模，而经费中只有 19%是用于高等教育的（张尧学，2001） 。这一数据明显的表现出中国教育经费财政拨款的供需矛盾。扩招以来，财政支出中用于教育的经费总量增多了，高校扩招对于经济的计量经济分析- 8 -但是仍然保持在 3%左右，难以弥补普通高校对于经费的巨大需求漏洞。而填补这个漏洞的是日益多元化的社会投资。普通高校可以获得专项银行贷款，同时教育产业化的趋势使得高校的研究越来越走向市场。高校与企业合作，获得专项研究资金，以市场开发为目的进行短期项目研究，并未提高生产力提供智力支持。另外，普通高校这一新兴产业，也开始对社会项目进行投资，进而带动了一些产业领域的快速发展，比如交通业、地
25、产业等。多样化的投资渠道，必然会带来教育投资结构的变化，而最终会形成多元化的办学投资机制。但是当中出现的一些问题，也引起了人家广泛的讨论。很多高校大量的银行贷款可能会造成资金流转问题，长期基础理论研究与知期功利性市场研发项目的平衡问题，以及普通高校教学与研究偏重的问题，都是很多学者所讨论的问题。不论结果如何，高校扩招对于社会投资多元化的影响还是比较显著的，但是对于财政支出的影响似乎还是较小的一个因素。对于进出口的影响高校扩招政策对于传统进出口贸易以及外汇资金流动的影响，是趋于长期和间接的，其现实的显著性值得讨论。但是令我关注的则是高校扩招背景下的“人才流失”这一智本“进出口”问题。自 2000
26、 年以来，人才外流趋势不减反增。据 2007 年对在校人学生的调查显示，超过 80%的大学生有出国留学的想法，没有留学念头的学生只有 16%；42%的受访人学生认为，出国留学更容易抓住个人发展机遇，66%的学生相信，未来 5 年留学生归国就业的机会将比国内毕业生更好。这种“智力外流”的现象归根结底在于发展中国家与发达国家的经济发展差异，而经济实力决定了一个国家的劳动力市场物质资本存量与文化教育体制水平的高低，进而影响着人学生这一潜在劳动力的流动方向。但是表面上却带来了关于高等教育质与量的问题。必须承认的是，高校盲目扩招所导致的种“广博教育” ，可能会造成教育肤浅化，也就是教育质量的发展与受教育
27、人数增长的反比关系。在校人学生的人数多了，但是高校真正培养出来的有社会价值的人才数量似乎并没有实质性的增加。在我国，教育体系的质量评估与监控体制还不完善，师资力量由于在校学生的激增而进行的扩充往往偏向于年轻化，拥有的学术能力尚待考察，因此，高校扩招很可能会带来教学质量的下滑，而这结果也会导致师资力量的不足。教育研究条件的缺乏，高校肯理的混乱，导致了一些大学生在校“混文凭”的社会现象。中国的教育质量，能否承受招生人数扩招的压力？能否真正满足在校大学生的学术追求？越来越多的人出国追求高质量的教育，是否反映了我国教育体制以及监管评估体制的不完善？这些问题都是值得人们去思考的。对于就业的影响普通高校规
28、模的扩张，一方面创造了很多的就业机会。大量的师资力量需要补充，大量的在校职工的岗位需要招聘，以及大学教育对周边区域经济发展以及就业机会的促进作用都是现实存在的；但是另外一方面，从长期来看，大学生毕业之后的就业问题，近几年来一直是社会关注度很高的问题。应届大学生实际就业率不高，是否反映了人学扩招后专业设置及大众化教育的弊端?普通高等学校相较于职业技术学校，偏向的还是通识教育。每年大量的高高校扩招对于经济的计量经济分析- 9 -校毕业生走向社会的时候，与拥有专门职业技能培训的专科毕业生相比缺乏竞争力，这正是高校扩招带来的“过度教育”的现象。所谓的“过度教育”是指受过较高教育的劳动力供给过度增加，导
29、致了越来越多的高学历的劳动力从事低学历者就可以完成的工作。然而在中国，这还不仅仅是“过度教育”这么简单。中国社会的产业结构与教育专业结构的矛盾，也是汁致人学生缺乏市场竞争力的因素之。我国高等教育产品供给的层次结构，与社会经济发展对劳动力需求的层次结构发生偏离。近几年经济发展速度很快，随之社会越来越多的需要那此拥有实用专业技能与知识的人才，然而扩招后的大学教育所提供的，越来越多的是通识教育培养的人才。高学历“高不成，低不就”的就业现象，反映了我国毕业生人才结构中专利与本科层次人数趋近相同与社会人才需求“金字塔”体系的矛盾，进而通过“过度教育”的现象造成了不同程度的人才的浪费。近年来，大学生“毕业
30、就失业”的现象实际就是“知识失业”现象，是发展中国家教育扩张所带来的“教育深化”的必然产物。但是，我国的高等教育是否出现了“教育深化”的现象，还是存在争议的。四、结语通过统计数据以及计量经济的建模分析，验证了在统计学意义上，高校招生人数的扩张，的确对国民经济的发展具有促进作用，并且检验显示这种作用是显著的。但是，数学意义的显著性并不能说明在现实情况下的实证分析中也具有显著性。在具体分析高校扩招对于经济各方面的作用时，说明了居民消费方面的“挤出效应” ，财政教育支出的供需矛盾，教育投资的多元化趋势，以及人才外流所引发的理论探讨。参考文献 1 新浪网.1999 年高校扩招：大众教育代替精英教育.http:/.2009年 09 月 10 日 2 张尧学.把抓教育教学质量放在更加突出的位置J.中国高等教育，2001 年，18期 3 蔡永莲.对“扩招”现象的深层原因分析J.高等教育研究，200001 期，6574页 4 史晓宇 .关于高校扩招后提高教学质量的思考 J.石南师范大学学报，2002 年，7- 3- 4 期 5 厉以宁.教育经济学M.北京出版社，245- 263 6 谭崇台.发展经济学M.武汉大学出版社
