財(cái)務(wù)管理財(cái)務(wù)知識(shí)高校擴(kuò)招對(duì)于經(jīng)濟(jì)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析以及其現(xiàn)實(shí)意義的思考

1、財(cái)務(wù)管理財(cái)務(wù)知識(shí)高校擴(kuò)招對(duì)于經(jīng)濟(jì)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析以及其現(xiàn)實(shí)意義的思考還是否依然是顯著影響因素？對(duì)于 GDP 的其他方面影響是否顯著呢？影響GDP 的因素有很多，計(jì)量經(jīng)濟(jì)的回歸結(jié)果在現(xiàn)實(shí)中又會(huì)出現(xiàn)怎樣的思考結(jié)果？ 本文將從個(gè)國 GDP 的四個(gè)方面入手，分別進(jìn)行最小二乘分析，求證高校擴(kuò)招人數(shù)對(duì)于國民經(jīng)濟(jì)的影響是否顯著的，并將結(jié)果用于現(xiàn)實(shí)的理性分析中，去探求認(rèn)識(shí)高校擴(kuò)招在各個(gè)方面現(xiàn)存的問題和矛盾。二、回歸分析高校擴(kuò)招的直接效果就是普通高等學(xué)校在校人數(shù)的增加，通過分析在校人數(shù)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)各方面的相互影響，來檢驗(yàn)高校擴(kuò)招對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的作用。收集數(shù)據(jù)注：數(shù)據(jù)來自中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站回歸分析設(shè)招生人數(shù)為 Q，居民消

2、費(fèi)為 X，社會(huì)投資為 I，政府財(cái)政支出為 G，貨物與服務(wù)進(jìn)出口貿(mào)易凈額為 NX，則國內(nèi)生產(chǎn)總值 Y=C+I+G+NX1.國民經(jīng)濟(jì)各方面對(duì)高校擴(kuò)招的影響對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以 99 年的價(jià)格指數(shù)為基準(zhǔn)：對(duì)以上數(shù)據(jù)做 X、I、G、NX 對(duì) Q 的回歸：DependentVariable:Q Method:LeastSquares Date:0310Time:14:38 Sample:7 Includedobservations:9CoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-205.744467.50383-3.047892 0.0381X-0.0014040.001

3、384-1.014228 0.3678I0.0210220.00155913.483490.0002G0.0146670.0038763.7835240.0194NX-0.0556970.005497-10.132850.0005R-squared0.997805 Meandependentvar1135.511AdjustedR-squared0.995611 S.D.dependentvar528.1599S.E.ofregression34.99127 Akaikeinfocriterion10.24826Sumsquaredresid4897.557 Schwarzcriterion1

4、0.35782Loglikelihood-41.11715 Hannan-Quinncriter.10.01181F-statistic454.6604 Durbin-Watsonstat1.963092Prob(F-statistic)0.000014對(duì)方程進(jìn)行 LM 檢驗(yàn)：Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic1.652298 Prob.F(2,2)0.3770Obs*R-squared5.606716 Prob.Chi-Square(2)0.0606結(jié)果表明，方程沒有序列相關(guān)性。對(duì)方程進(jìn)行 ARCH 檢驗(yàn)：Heterosked

5、asticityTest:ARCHF-statistic1.295254 Prob.F(1,6)0.2985Obs*R-squared1.420380 Prob.Chi-Square(1)0.2333結(jié)果表明，方程沒有異方差。對(duì)方程進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)：NullHypothesis:R1hasaunitroot Exogenous:Constant LagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=1)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.1547360.0678Testcriticalvalues:1

6、%level-4.8034925%level-3.40331310%level-2.841819*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.結(jié)果表明，方程是協(xié)整的。但由于方程存在多重共線性，因此對(duì)原數(shù)據(jù)換位對(duì)數(shù)模型：DependentVariable:LOG(Q)Method:LeastSquaresDate:0310Time:14:43Sample:7Includedobservations:9CoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-7.0036751.349102-5.1913620.0066LOG(X)-0.0826600.10

7、0649-0.8212700.4576LOG(I)1.3318650.1806517.3725840.0018LOG(G)0.3243750.1858471.7453910.1559LOG(NX)-0.3664980.092629-3.9566370.0167R-squared0.988542 Meandependentvar6.921347AdjustedR-squared0.977084 S.D.dependentvar0.529396S.E.ofregression0.080140 Akaikeinfocriterion-1.909897Sumsquaredresid0.025690 S

8、chwarzcriterion-1.800328Loglikelihood13.59454 Hannan-Quinncriter.-2.146347F-statistic86.27525 Durbin-Watsonstat1.872693Prob(F-statistic)0.000391結(jié)果表明，多重共線性依然沒有消除相同地對(duì)方程進(jìn)行如上檢驗(yàn)：Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic2.399110 Prob.F(2,2)0.2942Obs*R-squared6.352248 Prob.Chi-Square(2)0.0417Heter

9、oskedasticityTest:ARCHF-statistic1.670019 Prob.F(1,6)0.2438Obs*R-squared1.741867 Prob.Chi-Square(1)0.1869NullHypothesis:R1hasaunitroot Exogenous:Constant LagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=1)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.0415910.0779Testcriticalvalues:1%level-4.8034925%l

10、evel-3.40331310%level-2.841819*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.結(jié)果表明，方程不存在自相關(guān)性，其殘差是平穩(wěn)的沒有異方差。但是對(duì)數(shù)模型依然沒有消除多重共線性，因此做IGNX對(duì)Q的回歸lsqcignx：DependentVariable:QMethod:LeastSquaresDate:0310Time:15:00Sample:7Includedobservations:9CoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-245.807554.89627-4.4776730.0065I0.0199580.00

11、115617.257280.0000G0.0160730.0036304.4274640.0068NX-0.0560510.005501-10.188690.0002R-squared0.997241 Meandependentvar1135.511AdjustedR-squared0.995586 S.D.dependentvar528.1599S.E.ofregression35.09141 Akaikeinfocriterion10.25489Sumsquaredresid6157.034 Schwarzcriterion10.34255Loglikelihood-42.14701 Ha

12、nnan-Quinncriter.10.06573F-statistic602.4182 Durbin-Watsonstat2.605893Prob(F-statistic)0.000001Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic2.032721 Prob.F(2,3)0.2767Obs*R-squared5.178583 Prob.Chi-Square(2)0.0751HeteroskedasticityTest:ARCHF-statistic0.032482 Prob.F(1,6)0.8629Obs*R-squared0.0430

13、76 Prob.Chi-Square(1)0.8356NullHypothesis:R1hasaunitroot Exogenous:Constant LagLength:0(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=1)t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-4.1492940.0171Testcriticalvalues:1%level-4.5826485%level-3.32096910%level-2.801384*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.檢驗(yàn)表明，方程是協(xié)整的，沒有

14、自相關(guān)性，不存在異方差。2.高校擴(kuò)招對(duì)國民經(jīng)濟(jì)各方面的作用假設(shè)：X1+1Q+1I2+2Q+2G3+3Q+3NXI4+4Q+4其中 u 符合如下前提：u 的期望值為 Q；u 之間沒有自相關(guān)且服從正態(tài)分布；u 與 Q 不相關(guān)。利用最小二乘法，根據(jù)如上樣本數(shù)據(jù)分別求出回歸方程的估計(jì)如下：C=20948.83+34.09588Q，t=10.56017，P=0.0000 I=-20792.23+81.99265Q，t=6.183108，P=0.0001 G=2207.889+22.19574Q，t=10.96766，P=0.007 NX=7297.362+13.1469Q，t=4.072264，P=0.

15、0047對(duì)方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)：第一步：提出假設(shè) H0：0，H1：0第二步：計(jì)算各檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量（如上各個(gè)方程回歸所得 t 值）第三步：根據(jù)顯著性水平0.05，自由度為 n-2=9-2=7，查 t 值分布表得出 t0.025(7)=2.365 與以上各 t 值進(jìn)行比較，均得出 t>t0.025(7)。所以拒絕原假設(shè)，支持備擇假設(shè)，也即普通高校在校人數(shù)（招生人數(shù)）對(duì)國民經(jīng)濟(jì)各方面的刺激作用是顯著的?；貧w分析結(jié)論意義通過以上回歸分析，證實(shí)了高校擴(kuò)招在消費(fèi)方面影響的積極性與顯著性，同時(shí)也得出了高校擴(kuò)招在對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的其他方面（投資、財(cái)政支出以及進(jìn)出口）都產(chǎn)生了積極的影響，并且這些影響都是顯著的。但是

16、經(jīng)濟(jì)數(shù)學(xué)意義的顯著，并不能說明現(xiàn)實(shí)意義的顯著。在近些年關(guān)地高校擴(kuò)招經(jīng)濟(jì)意義的討論中，高校擴(kuò)招對(duì)于經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用是存在的，但是一些經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)難以說明的擔(dān)憂與問題逐漸受到人們的關(guān)注，而這些問題也是存在于各個(gè)方面的。三、分析結(jié)果現(xiàn)實(shí)問題的探討對(duì)于居民消費(fèi)的影響高等教育，作為一項(xiàng)長期的教育投資，對(duì)于家庭或者個(gè)人財(cái)富狀況的影響，在近幾年普通高校擴(kuò)招的現(xiàn)實(shí)下，是越來越大的。有不少學(xué)者擔(dān)心，在短期家庭或個(gè)人財(cái)富擁有財(cái)富不變的情況下，高校擴(kuò)招費(fèi)用增加的“擠出效應(yīng)”，可能會(huì)造成其他方面的居民消費(fèi)減少，而教育投資的增加量可能會(huì)被其他方面消費(fèi)的減少量所抵消。現(xiàn)實(shí)的確是很多家庭都有“攢錢上人學(xué)”的理財(cái)觀念，而且占中國人

17、口 3/4 的都是農(nóng)民，他們對(duì)于孩子的教育投資的能力本身有限，擴(kuò)招雖提供了機(jī)會(huì)，但也可能造成他們長時(shí)間的消費(fèi)緊縮。加之，現(xiàn)在普通高校的學(xué)費(fèi)上漲，已經(jīng)接近家庭或個(gè)人的平均最大接受能力，在校貧困生人數(shù)的增加，以及“因貧輟學(xué)”的現(xiàn)象的增加，高等教育成本問題也成為人們普遍關(guān)注的事情。但是，高校擴(kuò)招對(duì)居民消費(fèi)的顯著影響也還是有現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)的。在排除 CPI 對(duì)居民消費(fèi)的影響，高校人數(shù)與居民消費(fèi)還是成正比的。因?yàn)?，家庭或者個(gè)人的教育投資只是一個(gè)方面，通過教育產(chǎn)業(yè)還帶動(dòng)了其他方面的消費(fèi)的增加。文化出版業(yè)因?yàn)樵谛Ｈ藬?shù)的不斷攀升而繁榮起來，餐飲業(yè)成為高校周邊增長迅速的產(chǎn)業(yè)之一?，F(xiàn)如今，很多普通高校擴(kuò)建校區(qū)，新校區(qū)的

18、選址大部分都在城市周邊的郊區(qū)農(nóng)村土地上，這樣一來，不僅帶動(dòng)了城郊經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，解決了原土地農(nóng)民的就業(yè)問題，同時(shí)還帶動(dòng)了城市一體化進(jìn)程，發(fā)展了一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)，增加了原本是農(nóng)民的一批人的消費(fèi)。從全國經(jīng)濟(jì)的宏觀角度而言，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度是很快的，居民的消費(fèi)水平的增長是一個(gè)必然趨勢，而人民財(cái)富的積累量也隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而增加。所以，高校擴(kuò)招的政策，的的確確在現(xiàn)實(shí)中對(duì)居民消費(fèi)起到了不可忽視的推動(dòng)作用。但是我們還應(yīng)看到的是大批貧困生在校的現(xiàn)實(shí)情況，而最好的解決方法就是完善學(xué)生貸款機(jī)制，幫助更多得貧困人學(xué)生進(jìn)入高校，這不僅僅具有對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，同時(shí)也是對(duì)于未來潛在人力資源的培養(yǎng)，是對(duì)長期中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的保障。對(duì)國

19、家財(cái)政支出以及投資的影響在擴(kuò)招之前，普通高校大部分是靠國家的教育撥款維持的。有數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中國用不到財(cái)政總收入 3%的教育經(jīng)費(fèi)支持著占全世界 19%的教育規(guī)模，而經(jīng)費(fèi)中只有 19%是用于高等教育的（張堯?qū)W，2001）。這一數(shù)據(jù)明顯的表現(xiàn)出中國教育經(jīng)費(fèi)財(cái)政撥款的供需矛盾。擴(kuò)招以來，財(cái)政支出中用于教育的經(jīng)費(fèi)總量增多了，但是仍然保持在 3%左右，難以彌補(bǔ)普通高校對(duì)于經(jīng)費(fèi)的巨大需求漏洞。而填補(bǔ)這個(gè)漏洞的是日益多元化的社會(huì)投資。普通高?？梢垣@得專項(xiàng)銀行貸款，同時(shí)教育產(chǎn)業(yè)化的趨勢使得高校的研究越來越走向市場。高校與企業(yè)合作，獲得專項(xiàng)研究資金，以市場開發(fā)為目的進(jìn)行短期項(xiàng)目研究，并未提高生產(chǎn)力提供智力支持。另外，

20、普通高校這一新興產(chǎn)業(yè)，也開始對(duì)社會(huì)項(xiàng)目進(jìn)行投資，進(jìn)而帶動(dòng)了一些產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的快速發(fā)展，比如交通業(yè)、地產(chǎn)業(yè)等。多樣化的投資渠道，必然會(huì)帶來教育投資結(jié)構(gòu)的變化，而最終會(huì)形成多元化的辦學(xué)投資機(jī)制。但是當(dāng)中出現(xiàn)的一些問題，也引起了人家廣泛的討論。很多高校大量的銀行貸款可能會(huì)造成資金流轉(zhuǎn)問題，長期基礎(chǔ)理論研究與知期功利性市場研發(fā)項(xiàng)目的平衡問題，以及普通高校教學(xué)與研究偏重的問題，都是很多學(xué)者所討論的問題。不論結(jié)果如何，高校擴(kuò)招對(duì)于社會(huì)投資多元化的影響還是比較顯著的，但是對(duì)于財(cái)政支出的影響似乎還是較小的一個(gè)因素。對(duì)于進(jìn)出口的影響高校擴(kuò)招政策對(duì)于傳統(tǒng)進(jìn)出口貿(mào)易以及外匯資金流動(dòng)的影響，是趨于長期和間接的，其現(xiàn)實(shí)的顯

21、著性值得討論。但是令我關(guān)注的則是高校擴(kuò)招背景下的“人才流失”這一智本“進(jìn)出口”問題。自 2000 年以來，人才外流趨勢不減反增。據(jù) 2007 年對(duì)在校人學(xué)生的調(diào)查顯示，超過 80%的大學(xué)生有出國留學(xué)的想法，沒有留學(xué)念頭的學(xué)生只有 16%；42%的受訪人學(xué)生認(rèn)為，出國留學(xué)更容易抓住個(gè)人發(fā)展機(jī)遇，66%的學(xué)生相信，未來 5 年留學(xué)生歸國就業(yè)的機(jī)會(huì)將比國內(nèi)畢業(yè)生更好。這種“智力外流”的現(xiàn)象歸根結(jié)底在于發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，而經(jīng)濟(jì)實(shí)力決定了一個(gè)國家的勞動(dòng)力市場物質(zhì)資本存量與文化教育體制水平的高低，進(jìn)而影響著人學(xué)生這一潛在勞動(dòng)力的流動(dòng)方向。但是表面上卻帶來了關(guān)于高等教育質(zhì)與量的問題。必須承

22、認(rèn)的是，高校盲目擴(kuò)招所導(dǎo)致的種“廣博教育”，可能會(huì)造成教育膚淺化，也就是教育質(zhì)量的發(fā)展與受教育人數(shù)增長的反比關(guān)系。在校人學(xué)生的人數(shù)多了，但是高校真正培養(yǎng)出來的有社會(huì)價(jià)值的人才數(shù)量似乎并沒有實(shí)質(zhì)性的增加。在我國，教育體系的質(zhì)量評(píng)估與監(jiān)控體制還不完善，師資力量由于在校學(xué)生的激增而進(jìn)行的擴(kuò)充往往偏向于年輕化，擁有的學(xué)術(shù)能力尚待考察，因此，高校擴(kuò)招很可能會(huì)帶來教學(xué)質(zhì)量的下滑，而這結(jié)果也會(huì)導(dǎo)致師資力量的不足。教育研究條件的缺乏，高?？侠淼幕靵y，導(dǎo)致了一些大學(xué)生在?！盎煳膽{”的社會(huì)現(xiàn)象。中國的教育質(zhì)量，能否承受招生人數(shù)擴(kuò)招的壓力？能否真正滿足在校大學(xué)生的學(xué)術(shù)追求？越來越多的人出國追求高質(zhì)量的教育，是否反映了我國教育體制以及監(jiān)管評(píng)估體制的不完善？這些問題都是值得人們?nèi)ニ伎嫉?。?duì)于就業(yè)的影響普通高校規(guī)模的擴(kuò)張，一方面創(chuàng)造了很多的就業(yè)機(jī)會(huì)。大量的師資力量需要補(bǔ)充，大量的在校職工的崗位需要招聘，以及大學(xué)教育對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及就業(yè)機(jī)會(huì)的促進(jìn)作用都是現(xiàn)實(shí)存在的；但是另外一方面，從長期來看，大學(xué)