廣東普通高校擴(kuò)招的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)實(shí)證研究

1、第 23 卷第 4 期2021 年 8 月廣東行政學(xué)院學(xué)報(bào)Journal of Guangdong Institute of Public AdministrationVol. 23 No. 4Aug. 2021廣東普通高校擴(kuò)招的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)實(shí)證研究蔡俊蘭( 華南師范大學(xué) 教務(wù)處，廣東 廣州510631)摘要: 基于高校擴(kuò)招直接拉動需求和投資，以及高校擴(kuò)招形成人力資本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長兩個(gè)方面，對廣東高校擴(kuò)招的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的實(shí)證研究說明，如果以當(dāng)年度畢業(yè)生增加對當(dāng)年度經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)來看 并不明顯，高校擴(kuò)招只能作為短期擴(kuò)大需求和調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的一個(gè)手段; 但從長期來看，高校擴(kuò)招可以 增加人力資本存量，這

2、種人力資本存量對長期對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的推動作用。關(guān)鍵詞: 廣東; 高校擴(kuò)招; 經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng); 實(shí)證研究中圖分類號: F249. 2765 文獻(xiàn)標(biāo)識碼: A 文章編號: 10084533 ( 2021) 04007207如果說 20 世紀(jì) 90 年代中期以前廣東高等教育的開展軌跡還是沿著內(nèi)生的路徑演進(jìn)的話 ( 在少數(shù)特定年份里也存在制度變遷和政治經(jīng)濟(jì)周期導(dǎo)致的規(guī)模高速擴(kuò)張) ，那么 1999 年以來，高等 學(xué)校合并和大學(xué)城建設(shè)熱潮以及擴(kuò)大招生規(guī)模顯然成為世紀(jì)之交廣東高等教育開展的主旋律。連 續(xù)多年的大擴(kuò)招，使廣東的普通高等學(xué)校數(shù)從 1995 年的 42 所增加到 2021 年的 129 所，增

3、長 3 倍 多; 在校生總規(guī)模從 1998 年的 18. 5 萬人增加到 2021 年的 133. 41 萬人，凈增 114. 91 萬人，增長7 倍多; 研究生從 1995 年的 5405 人增加到 2021 年的 65901 人，增長 12 倍多; 高等教育毛入學(xué) 率從 1998 年的 8. 16% 上升到 2021 年的 27. 5% 。按照美國教育社會學(xué)家馬丁特羅的理論，2002 年廣東高等教育入學(xué)率超過 15% ，標(biāo)志著廣東高等教育由 “精英階段 進(jìn)入 “群眾化階段。1 究竟是什么因素導(dǎo)致廣東高等教育開展一改正去 “穩(wěn)定規(guī)模，提高質(zhì)量的基調(diào)而突然急劇且持 續(xù)加速? 現(xiàn)行的高教體制和結(jié)

4、構(gòu)能否承當(dāng)?shù)闷鸪掷m(xù)的規(guī)模擴(kuò)張? 已有的辦學(xué)體制如何創(chuàng)新才能適 應(yīng)這種挑戰(zhàn)? 高等教育適度超前開展，作為一種新的高等教育開展觀，應(yīng)采取何種對策才能使之 落到實(shí)處等等理論與現(xiàn)實(shí)的問題都擺在了我們面前。因此，對其成因和效應(yīng)的探討有助于理解廣 東高等教育開展的模式。一、廣東普通高等教育規(guī)模擴(kuò)張歷程的簡單回憶及成因分析廣東普通高等教育規(guī)模擴(kuò)張?jiān)谙喈?dāng)大的程度上是政府政策安排的結(jié)果。1993 年初，廣東省 委、省政府作出 ?關(guān)于加快高等教育改革和開展步伐的決定?，提出要把教育擺在優(yōu)先開展的戰(zhàn) 略地位，增加高等教育投資，決定每年從全省第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值提取 1% 作為教育等方面的專項(xiàng) 經(jīng)費(fèi)，其中用于高等教育的每

5、年達(dá) 4. 5 億元。1998 年，廣東省委八次黨代會提出實(shí)施科教興粵戰(zhàn) 略，進(jìn)一步明確地將高等教育開展作為推動經(jīng)濟(jì)開展的重大戰(zhàn)略部署。1999 年，按照國家將高等 教育作為新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)拉大內(nèi)需的要求，廣東普通高等學(xué)校開始擴(kuò)招。20 世紀(jì) 90 年代，廣東收稿日期: 20210510作者簡介: 蔡俊蘭 ( 1965) ，女，湖北宜昌人，華南師范大學(xué)教務(wù)處助理研究員。72只用了 10 年，就完成了高校在校生向 20 萬人的跨越。以 1998 年為基數(shù)，廣東高校每年招生數(shù)量以年均 20% 的速度遞增。2002 年，全省高等教育共招生 17. 61 萬人，在校生規(guī)模達(dá) 46. 78 萬 人，毛入學(xué)

6、率到達(dá) 15. 3% ，從規(guī)模上跨入高等教育群眾化的門檻。19982021 年，普通高等學(xué)校本?？圃谛Ｉ鷶?shù)從 18. 5 萬人增長到 133. 41 萬人，增長了 7 倍 多，年均增長率為 18. 76% 。特別是在 19992005 年的高速擴(kuò)招期間，普通高等學(xué)校在校生規(guī)模 擴(kuò)張速度最高的年份到達(dá) 35. 64% ，最低的年份也有 19. 35% ，大大高于同期年均 13% 的經(jīng)濟(jì)增 長率。研究生規(guī)模的擴(kuò)張速度更是驚人，年均增長率超過 21. 12% ，在校研究生規(guī)模從 8043 人增 加到 6. 59 萬人。19952002 年，廣東用缺乏 10 年的時(shí)間，高等教育毛入學(xué)率就從 5% 提高

7、到 15% ，這標(biāo)志 著廣東高等教育從精英階段迅速跨入群眾化階段。緊接著又用不到 5 年的時(shí)間，2007 年高等教育 毛入學(xué)率又從 5% 提高到 25% ，進(jìn)入了群眾化的中后期階段。 ?珠江三角洲地區(qū)改革開展規(guī)劃綱 要 ( 20212021 年) ? 進(jìn)一步明確提出高等教育的開展目標(biāo): 到 2021 年，全省高等教育毛入學(xué) 率要從 2021 年的 27. 5% 上升為 50% ; 各級各類高校在校生總規(guī)模將從 2021 年的 208. 31 萬人， 增長至 2021 年的 315 萬人; 研究生的在學(xué)規(guī)模也將從 2021 年的 6. 59 萬人增長至 2002 年的 18. 5 萬人。廣東高等

8、教育規(guī)模之所以在如此短的時(shí)間里高速擴(kuò)張，歸納其原因，主要有以下幾個(gè)方面:1 拉動內(nèi)需是擴(kuò)大高等學(xué)校招生規(guī)模的外在直接動因。針對 1997 年下半年以來宏觀經(jīng)濟(jì)存 在著內(nèi)需缺乏、增長乏力的問題，即使在連續(xù)降息的貨幣政策作用下居民儲蓄存款也有增無減， 銀行存貸差劇增 。與此同時(shí)，社會對高等教育的需求又十分強(qiáng)烈，基于高等教育擴(kuò)展對經(jīng)濟(jì)增 長具有短期拉動作用的外在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，期望用教育投資來拉動消費(fèi)進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接促進(jìn) 作用，其初衷是通過高校擴(kuò)招政策，以此釋放居民購置能力，緩解當(dāng)時(shí)亞洲金融危機(jī)和國內(nèi)內(nèi)需 缺乏帶來的經(jīng)濟(jì)壓力。事實(shí)上，在西方興旺國家中，由于高等教育的體系比擬完善，高等教育往 往成為經(jīng)

9、濟(jì)調(diào)節(jié)器，當(dāng)經(jīng)濟(jì)繁榮、就業(yè)較容易時(shí)，許多人就會選擇先就業(yè)，然后再在工作中接受 高等教育，這時(shí)，高等教育規(guī)模就比擬小; 相反，當(dāng)經(jīng)濟(jì)不景氣、就業(yè)競爭劇烈時(shí)，許多希望通 過接受高等教育獲得更好的工作時(shí)機(jī)，這時(shí)，高等教育的規(guī)模比擬大，可以起到促進(jìn)短期經(jīng)濟(jì)增 長的作用。因此，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出，通過擴(kuò)大高等教育的規(guī)模，可以刺激教育消費(fèi)及其相關(guān)投 資，進(jìn)而在短期內(nèi)拉動經(jīng)濟(jì)增長。于是 1999 年 6 月第三次全國教育工作會議作出了 1999 年擴(kuò)大 高校招生的重要決定，高等教育規(guī)模擴(kuò)張由此成為當(dāng)時(shí)政府所選擇的一個(gè)新的經(jīng)濟(jì)增長點(diǎn)。2高等教育群眾化目標(biāo)導(dǎo)向是擴(kuò)大高等學(xué)校招生規(guī)模的內(nèi)在直接動因。首先，高等教育群

10、眾化理論是高等教育擴(kuò)招政策的理論根底。高等教育群眾化理論是馬丁特羅在 20 世紀(jì) 70 年代初期提出的高等教育開展理論。其關(guān)于高等教育開展從精英階段向群眾化 階段轉(zhuǎn)變是一種順其自然過程的理論，在 20 世紀(jì) 90 年代初開始引起了我國學(xué)術(shù)界廣泛的討論與 關(guān)注，為我國擴(kuò)招政策的實(shí)施打下堅(jiān)實(shí)的理論根底。然而，必須注意的是，我國的高等教育擴(kuò)招 政策在很大程度上是政府行為的驅(qū)動，而不是自然條件成熟的結(jié)果。其次，科教興國和科教興粵戰(zhàn)略導(dǎo)引的高等教育開展目標(biāo)取向是高等教育擴(kuò)招的政策依據(jù)。 在 20 世紀(jì) 90 年代末，為積極推進(jìn)高等教育從精英階段向群眾化階段過渡，以及落實(shí)科教興國和 科教興粵戰(zhàn)略，迅速提升

11、廣東人力資源整體水平，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)開展，滿足廣闊人民群眾日益 增長的接受高等教育的需求，一系列促進(jìn)高等教育開展的政策相繼出臺。如教育部在 1998 年 12 月公布了 ?面向 21 世紀(jì)教育振興行動方案?; 2001 年初，中國政府在所公布的 ?全國教育事業(yè) 開展第十個(gè)五年方案? 中，將原定 2021 年實(shí)現(xiàn)高等教育毛入學(xué)率 15% 的目標(biāo)進(jìn)一步要求提前 5 年實(shí)現(xiàn)，即在 2005 年實(shí)現(xiàn)高等教育入學(xué)率 15% 的目標(biāo)。鑒于 1999 年以來全國高等教育快速開展 的態(tài)勢、高等教育戰(zhàn)略地位確實(shí)立，以及各地社會經(jīng)濟(jì)開展和廣闊人民群眾不斷增長的對高等教73育需求的強(qiáng)烈推動，在 1999 年初作出了

12、高等學(xué)校大擴(kuò)容的重大決策之后，高等教育開展出現(xiàn)了重大的歷史機(jī)遇和轉(zhuǎn)折。高等教育有支付能力的需要是擴(kuò)大高等學(xué)校招生規(guī)模的重要前提。高等教育需求受政治、3經(jīng)濟(jì)、文化、心理等多種因素影響，其中最重要的是經(jīng)濟(jì)因素。從高等教育的供應(yīng)和需求來看，高等教育的需求產(chǎn)生有兩個(gè)根本的前提條件: 有對高等教育的需要，有滿足這種需要的支付能 力。如果僅有需要而無支付能力，或者僅有支付能力而無需要，均不可能產(chǎn)生實(shí)際的需求行為。 盡管前面從內(nèi)在和外在動因方面分析了高等教育規(guī)模擴(kuò)張的背景，但要真正地使擴(kuò)招能夠付諸實(shí) 踐，有支付能力的需要那么是其重要前提。從需要上說，中國長期受著儒家文化傳統(tǒng)的影響，千百年來，在 “科舉制度、

13、 “學(xué)而優(yōu)那么 仕、“萬般皆下品，唯有讀書高 等正式和非正式制度的誘致下，受教育的觀念深深地植根于 每一個(gè)人。同時(shí)，經(jīng)驗(yàn)事實(shí)說明，接受高等教育已經(jīng)成為勞動者進(jìn)入收入較高的高級勞動力市場 的入場券，否那么，勞動者就只得進(jìn)入收入較低的初級勞動力市場，以此可以說明為什么高等教育 進(jìn)入群眾化階段之后，社會的高等教育需求依然強(qiáng)勁，尤其是高中后教育蘊(yùn)藏了極高的教育熱 情。實(shí)證研究的結(jié)果也有力地證實(shí)了這點(diǎn)，據(jù)上海市教育科學(xué)研究院 1998 年的調(diào)查，上海居民 家庭在居民消費(fèi)排序中把教育消費(fèi)排在第一、第二位的高達(dá) 68. 8% ; 據(jù) 2002 年 5 月中國人民銀 行儲戶問卷調(diào)查顯示，在各項(xiàng)儲蓄目的中，按選

14、擇人數(shù)多少，教育儲蓄列為儲蓄動機(jī)的第 1 位， 高達(dá) 19. 8% ，高于第 2 位養(yǎng)老 6. 2 個(gè)百分點(diǎn)，是第 5 位購置耐用消費(fèi)品的 2 倍。需要僅僅是愿望，但它并不等于實(shí)際的需求。要使這種需要變?yōu)閷?shí)際的需求，還必須有支付 能力作為前提條件。一般認(rèn)為，居民儲蓄總量占 GDP 的水平是衡量居民對高等教育消費(fèi)支付能 力的重要指標(biāo)。隨著廣東經(jīng)濟(jì)以全國遙遙領(lǐng)先的速度高速增長，廣東對高等教育的需求也就具備 了支付能力。應(yīng)該說，高等教育擴(kuò)張，有其必然的歷史要求。高校擴(kuò)招的最深層緣由是對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的拉動 作用以及對高等教育群眾化的渴求。正是在上述內(nèi)在和外在動因以及前提條件的驅(qū)使下，廣東高 等教育自 19

15、99 年以來進(jìn)入了一個(gè)跨越式的開展階段，實(shí)現(xiàn)了歷史性的轉(zhuǎn)折。二、廣東普通高校擴(kuò)招的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)分析高校擴(kuò)招對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)主要來自兩個(gè)方面: 一是由于居民教育支出、政府教育支出和社 會教育投資的增加直接拉動的經(jīng)濟(jì)增長，以及投資乘數(shù)效應(yīng)導(dǎo)致對經(jīng)濟(jì)增長的間接奉獻(xiàn); 二是高 校擴(kuò)招提升廣東人力資本的質(zhì)素，提高勞動力的產(chǎn)出效率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。本文的實(shí)證研究因此也分為兩局部，一是研究當(dāng)年高校擴(kuò)大招生對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)，二 是研究高校擴(kuò)招的學(xué)生畢業(yè)后作為人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的直接奉獻(xiàn)。1 基于高校擴(kuò)招直接拉動需求和投資的角度。高校擴(kuò)招所導(dǎo)致的支出主要包括: 學(xué)生學(xué)費(fèi)、 學(xué)生生活費(fèi)、政府教育經(jīng)費(fèi)、學(xué)校

16、軟硬件建設(shè)投資 ( 包括銀行貸款，所以不納入政府消費(fèi)，而作 為投資) 等。由于數(shù)據(jù)的可獲得性，這些消費(fèi)和投資的數(shù)據(jù)要直接進(jìn)行測量比擬困難，另一方 面，居民和政府在教育的消費(fèi)支出，還存在一定的替代效應(yīng) ( 對其他消費(fèi)的擠出) ?；诖耍疚牡牡谝粋€(gè)實(shí)證研究是對每年高校招生數(shù)量與經(jīng)濟(jì)總量( GDP)進(jìn)行回歸分析。由于普通高校新生入學(xué)都在每年 9 月份，因此擴(kuò)招將在當(dāng)年和下一年產(chǎn)生影響，如果采用滯后分布回歸模型，將出現(xiàn)共線性的問題，因而需要先分開建立一元回歸模型如下:( 1)( 2)GDPtGDPt= 0 + 1 ZSt + = 0 + 2 ZSt 1 + 其中，GDPt 為第 t 年廣東 GDP

17、( 不變價(jià)格) ，ZSt 為每年廣東普通高校招生數(shù)量，ZSt 1 為上一年的招生數(shù)量。由于數(shù)據(jù)的可得性，我們?nèi)V東 19892021 年的普通高校招生數(shù)據(jù)，各年的 招生數(shù)量及增長率如表 1。74表 1 廣東普通高校招生數(shù)、招生增長率及經(jīng)濟(jì)總量( 單位: 萬人，% ，萬元)資料來源: ?廣東統(tǒng)計(jì)年鑒? ( 19892021) 。注: GDP 為 1990 年不變價(jià)。由于采用的是序列數(shù)據(jù)，為了防止出現(xiàn)假回歸，首先對廣東 GDP 和招生數(shù)量兩個(gè)序列數(shù)據(jù)( ADF)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩個(gè)序列都為二階單整，可以采用最小二乘法進(jìn)行回歸分進(jìn)行單位根析，初步回歸結(jié)果如下:( 3)GDPt = 1355. 3 +

18、388. 8 ZSt( 0. 0002) ( 0. 0000)GDPt = 1673. 5 + 426. 3 ZSt 1( 0. 0000) ( 0. 0000)( 4)初步回歸的結(jié)果顯示，當(dāng)年招生與上一年度招生對 GDP 的影響都是顯著的，因此，有必要進(jìn)一步建立滯后回歸分布模型; 由于滯后回歸分布中存在的共線性問題，我們直接使用通用的處 理方法對參數(shù)進(jìn)行處理。一般地，當(dāng)年高校招生時(shí)間在 9 月份，我們可假設(shè) 18 月份主要是上 一年招生所產(chǎn)生的影響，而 912 月份那么受當(dāng)年招生的影響，因此，修正后的當(dāng)年招生數(shù)序列可 以為去年招生與今年招生的加權(quán)，權(quán)重分別為 2 /3 和 1 /3。令 ZS

19、J 為加權(quán)后的每年招生數(shù)，那么( 5)ZSJt = 1 /3ZSt + 2 /3ZSt 1由此可得到新的序列數(shù)據(jù)，對 ZSJ 數(shù)據(jù)再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其也是二階單整序列，因此可以與 GDP 序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，新的回歸模型為:( 6)GDPt= 0 + 1 ZSJt + t進(jìn)行回歸分析得:( 7)GDPt = 1592 + 412. 2ZSJt( 0. 0000) ( 0. 0000)從回歸模型的結(jié)果可以看出，顯著性水平 P 值小于 1% ，調(diào)整 R2 為 0. 976，但是 DW 值為0. 2765，存在明顯的序列自相關(guān)。因而需要對模型進(jìn)行修正，在模型中參加自回歸項(xiàng)后，得到:( 8)

20、GDPt= 0 + 1 GDPt 1 + 2 ZSJt + t對于該回歸模型，可以理解為高校招生對經(jīng)濟(jì)增長的作用相對諸如資本、勞動力和技術(shù)等其他要素來說還較小，因此參加自回歸項(xiàng) ( 上期的經(jīng)濟(jì)總量) 比擬有必要，該項(xiàng)實(shí)際上綜合包含和 反映了驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的主要要素奉獻(xiàn)。再次進(jìn)行回歸分析，得:( 9)GDPt = 322 + 0. 94GDPt 1 + 64. 7ZSJt( 0. 0003)( 0. 00)( 0. 0003)括號中為 P 值。從檢驗(yàn)結(jié)果看，對殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)說明，GDPt 、GDPt 1 、ZSJt 三個(gè)序列存在協(xié)整關(guān)系; 5% 水平下，整體 F 檢驗(yàn)、各個(gè)解釋變量系數(shù)都通過顯

21、著性檢驗(yàn); 調(diào)整 R2 值為0. 999，擬合度較好，DW 值為 1. 19，殘差檢驗(yàn)不存在自相關(guān)，white ( 含交叉項(xiàng)) 檢驗(yàn)說明不存 在異方差。75年份19891990199119921993199419951996199719981999招生數(shù)2. 932. 963. 053. 554. 764. 764. 945. 575. 716. 18. 53增長率/1. 03. 016. 434. 10. 03. 812. 82. 56. 839. 8GDP1397. 41559. 01834. 62240. 42755. 33298. 23811. 14240. 64715. 25224.

22、 65753. 5年份2000200120022003200420052006200720212021招生數(shù)12. 0813. 917. 6122. 5826. 4630. 733. 5335. 4939. 0743. 86增長率41. 615. 126. 728. 217. 216. 09. 25. 810. 112. 3GDP6413. 37086. 07962. 79144. 810497. 211980. 113753. 915798. 517446. 919130. 7通過回歸分析后，需要進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，以判斷變量 ZSJ ( 招生數(shù)量) 和自變量 GDP之間的因果關(guān)系。設(shè)定回

23、歸方程:( 10)( 11)GDPtZSJt( 4)( 5)= 0 + 1 GDPt 1 + 2 GDPt 2 + 3 ZSJt 1 + 4 ZSJt 1 + t= 0 + 1 ZSJt 1 + 2 ZSJt 2 + 3 GDPt 1 + 4 GDPt 2 + t分別進(jìn)行回歸，對式和( 12)GDPt = 382( 0. 0064)+ 1. 08GDPt 1 0. 15GDPt 2 + 131. 4ZSJt 1 71. 2ZSJt 1 + t( 0. 0017)( 0. 5717)( 0. 0006)( 0. 0254)調(diào)整 R2 值為 0. 999，擬合度較高，P 值為 0. 0000，方程

24、在 5% 水平通過顯著性檢驗(yàn)，DW 值為 2. 14，殘差檢驗(yàn)不存在自相關(guān)和異方差。( 13)ZSJt = 0. 047 + 1. 81ZSJt 1 0. 887ZSJt 2 0. 001GDPt 1 + 0. 002GDPt 2( 0. 9523)( 0. 0000)( 0. 0003)( 0. 3617)( 0. 2312)調(diào)整 R2 值為 0. 996，擬合度較高，P 值為 0. 0000，方程在 5% 水平通過顯著性檢驗(yàn)，DW 值為 1. 99，殘差檢驗(yàn)不存在自相關(guān)和異方差?？疾靸蓚€(gè)回歸結(jié)果，式( 12 )中 ZSJ 的一階和二階滯后項(xiàng)的影響系數(shù)都顯著不為 0，式( 13) 中 GDP

25、 的一階和二階滯后項(xiàng)的非 0 系數(shù)均不顯著，GDP 滯后項(xiàng)對 ZSJ 的影響也不明確，舍去該二項(xiàng)再進(jìn)行回歸，結(jié)果為:( 14)ZSJt = 0. 402 + 1. 79ZSJt 1 0. 78ZSJt 2( 0. 2306)( 0. 0000)( 0. 0012)調(diào)整 R2 值為 0. 995，P 值為 0. 0000，方程在 5% 水平通過顯著性檢驗(yàn)，DW 值為 1. 56，殘差檢驗(yàn)不存在自相關(guān)和異方差。由此，我們可以得出結(jié)論，ZSJ 的滯后項(xiàng)對 GDP 的影響系數(shù)顯著不為 0，而 GDP 滯后項(xiàng)對 ZSJ 的影響系數(shù)顯著為 0，也即 ZSJ ( 招生數(shù)量) 是 GDP 的格蘭杰原因，即高校

26、招生數(shù)量對 GDP 有顯著性影響。( 9)可以看出，每年高校的招生數(shù)量 ( 加權(quán)) ZSJ 對 GDP 的影響系數(shù)為 64. 7，從回歸方程也即高校招一個(gè)學(xué)生對 GDP 的奉獻(xiàn)為 64. 7 萬元，因此可以計(jì)算每年高校招生 ( 加權(quán)) 導(dǎo)致的支出增加對 GDP 增長的奉獻(xiàn)率 ( 見圖 1) 。圖 1 高校擴(kuò)招增長率及擴(kuò)招對 GDP 增長的奉獻(xiàn)率從圖 1 可以看出，高校擴(kuò) 招對廣東 GDP 增長的奉獻(xiàn)率 較高，最高的年份到達(dá) 25% ， 因?yàn)楫?dāng)年招生 ( 1999 和 2000加 權(quán) 數(shù) )增 長 率 最 高 達(dá)(40% ) ，其他年份也有不同程度的奉獻(xiàn)率?？梢?，高校擴(kuò)招 對從消費(fèi)和投資的角度拉

27、動內(nèi) 需的作用較大。但是從實(shí)證數(shù)據(jù)來看，似乎有過大的嫌疑，需要再進(jìn)一步分析。從招生對 GDP 奉獻(xiàn)的絕對 量來看，每個(gè)學(xué)生每年對 GDP 奉獻(xiàn)為 64 萬元。假設(shè)學(xué)生的平均學(xué)費(fèi)為 6000 元，政府配套教育支 出也為 6000 元，學(xué)生每年消費(fèi) 1 萬元，社會和學(xué)校的配套教育投資為 3000 元，那么每個(gè)擴(kuò)招一個(gè) 學(xué)生直接奉獻(xiàn)的 GDP 為 2. 5 萬元; 假設(shè)消費(fèi)和投資的乘數(shù)為 1020 的區(qū)間，那么由于乘數(shù)效應(yīng)， 擴(kuò)招一個(gè)學(xué)生對 GDP 奉獻(xiàn)為 2550 萬元，這與我們的實(shí)證結(jié)果比擬接近。76由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)較為復(fù)雜，我們研究擴(kuò)招對經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)是從需求的角度進(jìn)行研究，不是從經(jīng)濟(jì)增長的要素進(jìn)

28、行論證，而且值得強(qiáng)調(diào)的是，居民、政府和社會對教育的投入和支出同時(shí)也具 有替代效應(yīng)和擠出效應(yīng)，也即居民可能通過減少其它消費(fèi)和投資來加大教育支出，政府的教育投 入也是通過減少其他方面的投入或者提高稅收來進(jìn)行。因此通過擴(kuò)招拉動內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，不 具有長期的作用，只能作為短期調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的手段。高校擴(kuò)招對經(jīng)濟(jì)的長期作用主要來自人力 資本的增加，下面我們從該角度再進(jìn)行實(shí)證研究?；诟咝U(kuò)招形成人力資本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的角度。人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的作用，已形成2了非常多的研究成果。這里，我們以索洛模型為根本框架，采用標(biāo)準(zhǔn)的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為實(shí)證的根底方程形式。2標(biāo)準(zhǔn)的道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為:AKa L1 a ，

29、 ( K 表示資本，L 表示勞動Y =力) 。后來，盧卡斯納入人力資本，開展出了內(nèi)生的增長函數(shù)為:AKa L1 a Hr ，其中 H 表示Y =人力資本。3參考這兩個(gè)增長函數(shù)，我們設(shè)定從經(jīng)濟(jì)增長要素角度分析的實(shí)證方程為:Ln GDP = LnA + aLnK + bLnL + rLnH + ，其中，K 取每年全社會固定資產(chǎn)投資，L 為每年全社會的就業(yè)人員，H 為每年的高校畢業(yè)生 人數(shù) ( 含本?？粕脱芯可? 。由于高校學(xué)生每年畢業(yè)時(shí)間為 67 月份，因此我們同樣采用加權(quán)的形式，也即每年畢業(yè)生數(shù)為上一年和當(dāng)年畢業(yè)生數(shù)的平均值。選取 19902021 年的數(shù)據(jù)，數(shù) 據(jù)來源廣東省各年統(tǒng)計(jì)年鑒。表

30、2 廣東省經(jīng)濟(jì)和高等教育統(tǒng)計(jì)指標(biāo)人)注: GDP 和固定資產(chǎn)投資都為 1990 年價(jià)格，其中實(shí)際 GDP 根據(jù)每年名義 GDP 和每年實(shí)際增長率進(jìn)行計(jì)算調(diào)整; 2000 年以后固定資產(chǎn)投資按照每年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行計(jì)算調(diào)整，2000 年以前固定資產(chǎn)投資按照CPI 進(jìn)行調(diào)整，最后所有數(shù)據(jù)都為 1990 年的不變價(jià)格。( GDP) 、Ln ( A) 、Ln ( K) 、Ln ( H)四組序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在對 Ln5% 顯著性水平下，四組序列數(shù)據(jù)都是二階單整序列，可進(jìn)行回歸分析，回歸和檢驗(yàn)結(jié)果如下:= 32. 6 + 0. 46LnK + 2. 82LnL 0. 15LnHL

31、n GDP( 0. 27)( 0. 07)( 0. 21)( 0. 66)從 T 檢驗(yàn)結(jié)果看，解釋變量的影響系數(shù)都不顯著，尤其是 Ln( H)變量，也即畢業(yè)生數(shù)量的影響系數(shù)的 P 值高達(dá) 0. 66，初步判斷每年高校畢業(yè)生數(shù)量作為一種人力資本對 GDP 的影響有限。由于 DW 檢驗(yàn)存在自相關(guān)，對回歸方程再參加被解釋變量的滯后項(xiàng) ( 自回歸項(xiàng) GDP 1 ) ，回歸 結(jié)果如下:Ln GDP= 3. 58 + 0. 82Ln GDP 1 + 0. 087LnK + 0. 36LnL 0. 01LnH( 0. 26)( 0. 00)( 0. 0067)( 0. 138)( 0. 63)可以看出，參加

32、被解釋變量的自回歸項(xiàng)后，回歸效果相對較好，調(diào)整 R2 值為 0. 999，各變77年份實(shí) 際 GDP( 億元)固定 資 產(chǎn) 投 資 ( 億 元)就 業(yè) 人 數(shù) ( 萬人)畢業(yè) 生 數(shù) 量 ( 萬 人)年份實(shí) 際 GDP( 億元)固定 資 產(chǎn) 投 資 ( 億 元)就 業(yè) 人 數(shù) ( 萬人)畢業(yè) 生 數(shù) 量 ( 萬19901559. 0381. 53118. 103. 0020006413. 31656. 13989. 324. 9019911834. 6472. 53259. 203. 3220017086. 01807. 54058. 635. 4419922240. 4849. 03367.

33、 213. 1520027962. 72035. 54134. 377. 1819932755. 31234. 73433. 912. 9020039144. 82523. 34395. 939. 5119943298. 21332. 63493. 152. 69200410497. 22841. 54681. 8911. 5419953811. 11270. 63551. 203. 04200511980. 13326. 35022. 9714. 1219964240. 61187. 73641. 303. 87200613753. 93748. 75250. 0917. 661997471

34、5. 21150. 73701. 904. 34200715798. 54318. 95402. 6521. 4619985224. 61360. 43783. 874. 67202117446. 94626. 25553. 6725. 7819995753. 51572. 13796. 324. 87202119130. 75722. 65652. 3929. 59量的影響系數(shù)顯著性水平都有較大提高，但是變量 Ln( H)( 每年高校畢業(yè)生數(shù)量) 的影響系數(shù)顯著性水平仍然較低，P 值高達(dá) 0. 63。因此，如果把廣東每年高校的畢業(yè)生數(shù)量作為人力資本變量，那么短期內(nèi)其對廣東經(jīng)濟(jì)增長的影響和奉獻(xiàn)并不顯著。根本結(jié)論。第一，基于招生和 GDP 的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行的實(shí)證分析結(jié)果說明，兩者之間既存3在高度正相關(guān)，也存在因果關(guān)系，但是這僅僅說明的是一種數(shù)量的關(guān)系，不能反映其內(nèi)在的聯(lián)系，即沒有堅(jiān)實(shí)的理論根底。從數(shù)量關(guān)系來看，招生數(shù)量對經(jīng)濟(jì)增長有較大的奉獻(xiàn)，這可能反映 在居民教育消費(fèi)、政府公共教育支出和社會的教育投資以及其他各個(gè)方面上。但并不能據(jù)此就得 出通過擴(kuò)招促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論，因?yàn)榇嬖谔娲?yīng)和擠出效應(yīng)，所