1、財務管理財務知識高校擴招對于經濟的計量經濟分析以及其現實意義的思考還是否依然是顯著影響因素？對于 GDP 的其他方面影響是否顯著呢？影響GDP 的因素有很多，計量經濟的回歸結果在現實中又會出現怎樣的思考結果？ 本文將從個國 GDP 的四個方面入手，分別進行最小二乘分析，求證高校擴招人數對于國民經濟的影響是否顯著的，并將結果用于現實的理性分析中，去探求認識高校擴招在各個方面現存的問題和矛盾。二、回歸分析高校擴招的直接效果就是普通高等學校在校人數的增加，通過分析在校人數對國民經濟各方面的相互影響，來檢驗高校擴招對宏觀經濟的作用。收集數據注：數據來自中國國家統計局網站回歸分析設招生人數為 Q，居民消

2、費為 X，社會投資為 I，政府財政支出為 G，貨物與服務進出口貿易凈額為 NX，則國內生產總值 Y=C+I+G+NX1.國民經濟各方面對高校擴招的影響對原始數據進行處理，以 99 年的價格指數為基準：對以上數據做 X、I、G、NX 對 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對方程進行 LM 檢驗：Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:F-statistic1.652298 Prob.F(2,2)0.3770Obs*R-squared5.606716 Prob.Chi-Square(2)0.0606結果表明，方程沒有序列相關性。對方程進行 ARCH 檢驗：Heterosked

5、asticityTest:ARCHF-statistic1.295254 Prob.F(1,6)0.2985Obs*R-squared1.420380 Prob.Chi-Square(1)0.2333結果表明，方程沒有異方差。對方程進行協整檢驗：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.結果表明，方程是協整的。但由于方程存在多重共線性，因此對原數據換位對數模型：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結果表明，多重共線性依然沒有消除相同地對方程進行如上檢驗：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.結果表明，方程不存在自相關性，其殘差是平穩的沒有異方差。但是對數模型依然沒有消除多重共線性，因此做IGNX對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.檢驗表明，方程是協整的，沒有

14、自相關性，不存在異方差。2.高校擴招對國民經濟各方面的作用假設：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 之間沒有自相關且服從正態分布；u 與 Q 不相關。利用最小二乘法，根據如上樣本數據分別求出回歸方程的估計如下：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對方程進行顯著性檢驗：第一步：提出假設 H0：0，H1：0第二步：計算各檢驗的統計量（如上各個方程回歸所得 t 值）第三步：根據顯著性水平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 值進行比較，均得出 t>t0.025(7)。所以拒絕原假設，支持備擇假設，也即普通高校在校人數（招生人數）對國民經濟各方面的刺激作用是顯著的。回歸分析結論意義通過以上回歸分析，證實了高校擴招在消費方面影響的積極性與顯著性，同時也得出了高校擴招在對國民經濟的其他方面（投資、財政支出以及進出口）都產生了積極的影響，并且這些影響都是顯著的。但是

16、經濟數學意義的顯著，并不能說明現實意義的顯著。在近些年關地高校擴招經濟意義的討論中，高校擴招對于經濟的促進作用是存在的，但是一些經濟數據難以說明的擔憂與問題逐漸受到人們的關注，而這些問題也是存在于各個方面的。三、分析結果現實問題的探討對于居民消費的影響高等教育，作為一項長期的教育投資，對于家庭或者個人財富狀況的影響，在近幾年普通高校擴招的現實下，是越來越大的。有不少學者擔心，在短期家庭或個人財富擁有財富不變的情況下，高校擴招費用增加的“擠出效應”，可能會造成其他方面的居民消費減少，而教育投資的增加量可能會被其他方面消費的減少量所抵消。現實的確是很多家庭都有“攢錢上人學”的理財觀念，而且占中國人

17、口 3/4 的都是農民，他們對于孩子的教育投資的能力本身有限，擴招雖提供了機會，但也可能造成他們長時間的消費緊縮。加之，現在普通高校的學費上漲，已經接近家庭或個人的平均最大接受能力，在校貧困生人數的增加，以及“因貧輟學”的現象的增加，高等教育成本問題也成為人們普遍關注的事情。但是，高校擴招對居民消費的顯著影響也還是有現實基礎的。在排除 CPI 對居民消費的影響，高校人數與居民消費還是成正比的。因為，家庭或者個人的教育投資只是一個方面，通過教育產業還帶動了其他方面的消費的增加。文化出版業因為在校人數的不斷攀升而繁榮起來，餐飲業成為高校周邊增長迅速的產業之一。現如今，很多普通高校擴建校區，新校區的

18、選址大部分都在城市周邊的郊區農村土地上，這樣一來，不僅帶動了城郊經濟的發展，解決了原土地農民的就業問題，同時還帶動了城市一體化進程，發展了一個地區的經濟，增加了原本是農民的一批人的消費。從全國經濟的宏觀角度而言，經濟的發展速度是很快的，居民的消費水平的增長是一個必然趨勢，而人民財富的積累量也隨著經濟的發展而增加。所以，高校擴招的政策，的的確確在現實中對居民消費起到了不可忽視的推動作用。但是我們還應看到的是大批貧困生在校的現實情況，而最好的解決方法就是完善學生貸款機制，幫助更多得貧困人學生進入高校，這不僅僅具有對經濟的促進作用，同時也是對于未來潛在人力資源的培養，是對長期中國經濟發展的保障。對國

19、家財政支出以及投資的影響在擴招之前，普通高校大部分是靠國家的教育撥款維持的。有數據統計中國用不到財政總收入 3%的教育經費支持著占全世界 19%的教育規模，而經費中只有 19%是用于高等教育的（張堯學，2001）。這一數據明顯的表現出中國教育經費財政撥款的供需矛盾。擴招以來，財政支出中用于教育的經費總量增多了，但是仍然保持在 3%左右，難以彌補普通高校對于經費的巨大需求漏洞。而填補這個漏洞的是日益多元化的社會投資。普通高校可以獲得專項銀行貸款，同時教育產業化的趨勢使得高校的研究越來越走向市場。高校與企業合作，獲得專項研究資金，以市場開發為目的進行短期項目研究，并未提高生產力提供智力支持。另外，

20、普通高校這一新興產業，也開始對社會項目進行投資，進而帶動了一些產業領域的快速發展，比如交通業、地產業等。多樣化的投資渠道，必然會帶來教育投資結構的變化，而最終會形成多元化的辦學投資機制。但是當中出現的一些問題，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造成資金流轉問題，長期基礎理論研究與知期功利性市場研發項目的平衡問題，以及普通高校教學與研究偏重的問題，都是很多學者所討論的問題。不論結果如何，高校擴招對于社會投資多元化的影響還是比較顯著的，但是對于財政支出的影響似乎還是較小的一個因素。對于進出口的影響高校擴招政策對于傳統進出口貿易以及外匯資金流動的影響，是趨于長期和間接的，其現實的顯

21、著性值得討論。但是令我關注的則是高校擴招背景下的“人才流失”這一智本“進出口”問題。自 2000 年以來，人才外流趨勢不減反增。據 2007 年對在校人學生的調查顯示，超過 80%的大學生有出國留學的想法，沒有留學念頭的學生只有 16%；42%的受訪人學生認為，出國留學更容易抓住個人發展機遇，66%的學生相信，未來 5 年留學生歸國就業的機會將比國內畢業生更好。這種“智力外流”的現象歸根結底在于發展中國家與發達國家的經濟發展差異，而經濟實力決定了一個國家的勞動力市場物質資本存量與文化教育體制水平的高低，進而影響著人學生這一潛在勞動力的流動方向。但是表面上卻帶來了關于高等教育質與量的問題。必須承

22、認的是，高校盲目擴招所導致的種“廣博教育”，可能會造成教育膚淺化，也就是教育質量的發展與受教育人數增長的反比關系。在校人學生的人數多了，但是高校真正培養出來的有社會價值的人才數量似乎并沒有實質性的增加。在我國，教育體系的質量評估與監控體制還不完善，師資力量由于在校學生的激增而進行的擴充往往偏向于年輕化，擁有的學術能力尚待考察，因此，高校擴招很可能會帶來教學質量的下滑，而這結果也會導致師資力量的不足。教育研究條件的缺乏，高校肯理的混亂，導致了一些大學生在校“混文憑”的社會現象。中國的教育質量，能否承受招生人數擴招的壓力？能否真正滿足在校大學生的學術追求？越來越多的人出國追求高質量的教育，是否反映了我國教育體制以及監管評估體制的不完善？這些問題都是值得人們去思考的。對于就業的影響普通高校規模的擴張，一方面創造了很多的就業機會。大量的師資力量需要補充，大量的在校職工的崗位需要招聘，以及大學教育對周邊區域經濟發展以及就業機會的促進作用都是現實存在的；但是另外一方面，從長期來看，大學