教育消費論文：教育改革對居民消費的啟發

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本文作者：李天健工作單位：首都經濟貿易大學

數據來源與經驗觀察

本文擬將高等教育招生規模對居民消費和儲蓄的影響分別進行回歸分析，居民年消費量和年終儲蓄余額作為因變量，分別用C和S表示。本文所用數據的時間跨度從1952年到2010年，這樣可以有效地檢驗新中國成立后的歷年高等教育對居民消費和儲蓄的影響及其變化，各數據均來自于《中國統計年鑒2011》和《新中國60年統計資料匯編》，原始數據見表1。其中城鄉居民年消費額、城市居民年終儲蓄余額及可支配收入均為1952年不變價。另外需要說明的是，由于受到的影響，1966—1969年我國高等教育并未進行招生。1952—2010年我國城鄉居民消費額、年終儲蓄額及高等教育招生人數的變動情況如圖1所示。由圖1可以看出:1952—2010年我國城鎮居民年消費額、年終儲蓄余額及高等教育招生人數并不是持續的增長，都在個別年份出現過負增長的情況;高等教育招生人數的波動最大，最高的增長率達到了90%，而最低為負增長40%，相比而言，居民年消費額的波動較小，居民年終儲蓄余額的波動居中。我們發現，從圖1很難看出高等教育改革是否造成招生人數的結構性變化，同時也無法看出高等教育改革對城鄉居民年消費額及年終儲蓄余額的影響究竟如何。因此，有必要對我國高等教育招生人數的結構性變化及高等教育對城鄉居民年消費額及年終儲蓄余額的影響進行實證檢驗。

高等教育招生規模的變結構點檢驗

在研究高等教育改革對居民消費和儲蓄的影響時，雖然可以將1999年我國高等教育改革開始年份作為天然的分界點，但是這樣做缺乏實證依據，因為無法肯定1999年后我國的高等教育招生規模是否發生了結構性的變化。所以本文運用結構突變①來檢驗1999年前后我國高等教育招生規模的變化②。用NHEE表示高等教育招生人數，并對其取對數，形成新的序列LNNHEE;選用Banerjee等(1992)提出的循序檢驗法來檢驗LNNHEE序列的結構突變。根據該方法，通常選取的檢驗范圍為k=［0．15T，0．85T］，其中T表示樣本數，在此范圍內利用虛擬變量循序檢驗結構突變發生的年份，其檢驗式為:ΔLNNHEEt=ρLNNHEEt－1+μ+αt+βΔLNNHEEt－1+γDt+utut～IID(0，σ2)從檢驗得到的ADF值序列中選擇最小值，同相應的臨界值比較，檢驗單位根零假設，其中虛擬變量Dt分兩種情況。情況1為均值突變型:Dt=0t≤k1t＞{k情況2為趨勢突變型:Dt=0t≤kt－kt＞{k如果檢驗結果發現在1999年我國高等教育招生人數確實出現了結構性的變化，那么便可以據此將1999年作為分界點來分析其前后不同的影響。在進行結構突變檢驗之前需要確定各變量之間具有協整關系。首先分別對1970—2010年高等教育招生人數與居民年消費量以及居民年終儲蓄余額這兩組關系進行協整檢驗。為了消除數據中異方差的影響，對NHEE、C及S數據序列進行取對數變換，新變量記為LNNHEE、LNC及LNS。首先，依據AIC準則對序列LNC、LNS及LNNHEE進行ADF檢驗，檢驗結果見表2。檢驗結果表明，LNC、LNS及LNNHEE的水平值序列均不平穩，而經過一階差分后均為平穩序列，同為一階單整序列，可以進行協整分析。根據EG兩步法，對LNC和LNNHEE進行OLS回歸，得到殘差e1;對LNS和LNNHEE進行OLS回歸，得到殘差e2，并根據AIC準則對這兩個殘差序列進行ADF檢驗，結果見表3。從結果來看，殘差e1和e2的ADF檢驗值都小于顯著性水平為5%的臨界值，同為I(0)序列。序列LNC和LNNHEE是(1，1)階協整，序列LNS和LNNHEE也是(1，1)階協整。由此便可以對高等教育招生規模的數據生成進行結構突變檢驗，本文采用循序檢驗法，運用EViews6進行編程對序列LNNHEE進行檢驗。檢驗結果顯示，1970—2010年我國的高等教育招生人數出現了均值突變，但并未出現趨勢突變，變結構點恰恰就出現在1999年，這正好與我國高等教育改革的時間相吻合，結果見圖2。這說明在1999年之后，我國高等教育招生人數與居民年消費量以及高等教育招生人數與居民年終儲蓄余額的協整關系都發生了變化。圖2LNNHEE序列5%臨界值下的均值突變四、高等教育改革對居民消費和儲蓄的影響我國高等教育改革主要表現為招生規模擴大和收費上漲。雖然招生規模在1999年之前已經開始有了一定幅度的上漲，但招生人數的變結構點出現在1999年。同時，收取學雜費是在1999年全面鋪開，之前學雜費幾乎為0，并且缺少關于學雜費的統計資料，所以本文以虛擬變量D來表示收取學雜費的影響，取值為:D=0t＜19991t≥{1999同時在模型中引入高等教育招生人數和學雜費的交叉項作為自變量，以此來綜合檢驗高等教育改革對于居民消費和儲蓄的影響，將其表示為D×NHEE。由于影響居民消費及儲蓄的主要因素為居民的可支配收入，所以模型中引入實際可支配收入作為控制變量。將名義支出法得到的國內生產總值減去名義稅收總額，再根據基期的價格進行標準化，得到實際可支配收入(李子奈等，2010)，記為RDI。構建模型:C=c1+α1NHEE+β1D+γ1(D×NHEE)+ω1RDI+ε1(1)S=c2+α2NHEE+β2D+γ2(D×NHEE)+ω2RDI+ε2(2)1．1952—1965年的實證檢驗由于的影響，我國在1966年至1969年這四年間的高等教育招生人數為0，所以本文將數據分為1952年—1965年和1970年—2010年兩段，并且首先對1952—1965年的數據進行實證檢驗。這段時期，我國高等教育不收取任何學雜費，而且對每個學生都有一定的補貼(晏成步，2011)，所以不考慮學雜費的影響，將可支配收入作為控制變量，其模型為:C=c1+α1×NHEE+ω1×RDI+ε1(3)S=c2+α2×NHEE+ω2×RDI+ε2(4)運用EViews6對模型(3)和(4)分別進行回歸分析，結果如表4。從回歸分析的結果來看，1952—1965年我國高等教育招生人數對居民年消費量與年終儲蓄余額有著顯著的影響。高等教育招生人數與居民年消費量成反比，每多招收一人接受高等教育，全國居民年消費量就會下降90069．71元;而與居民年終儲蓄余額成正比，每多招收一個人接受高等教育，全國居民年終儲蓄余額就會增長4516．98元。可以看出，在當時，高等教育擠出了居民的消費，而提高了儲蓄。出現這種情況，一方面是由于在新中國成立初期，我國高等教育事業需要大量的投資，且基本上是由國家來完成，而這種投資擠出了一部分居民消費;另一方面是由于當時的高等教育不收費，且一旦接受高等教育意味著將來能夠得到可觀的收入，所以居民有著較大的意愿為了接受高等教育而進行儲蓄。2．1970—2010年的實證檢驗首先對數據進行平穩性檢驗，用AIC準則檢驗，結果見表5。從表5中可以看出，1970—2010年我國居民年消費量、居民年終儲蓄余額和高等教育招生人數都為非平穩序列，一階差分序列均為平穩序列。由于高等教育招生人數的結構突變點出現在1999年，可以依據模型(1)和(2)進行回歸分析，結果見表6。從回歸分析的結果可以看出，在顯著性水平為5%時，除了學雜費對居民年終儲蓄余額的影響不顯著外，其余變量都對因變量有著顯著的影響。具體來看，在高等教育改革前，其招生人數與居民年消費量成正相關，每多招收一名，居民年消費量增加49441．98元;而高等教育改革后，招生人數與居民年消費量成反比，每多招收一名學生，居民年消費量減少76368．56元。對于居民年終儲蓄余額來說，高等教育改革前，高等教育招生人數與其成反比，每多招收一名學生，儲蓄余額下降107000．7元;而改革后，雙方的關系卻呈現正相關，每多招生一名學生，儲蓄余額增加152235．6元。根據以上分析，可以對高等教育招生人數與居民年消費量的關系及其與居民年終儲蓄余額的關系進行格蘭杰因果分析，檢驗結果見表7。從表7中可以看出，在1970—2010年，我國高等教育的招生人數的變化是居民年消費量及居民年終儲蓄余額變化的原因。

結論與討論

1999年，我國進行了以擴大招生規模和提高學雜費為主要內容的高等教育改革，其對我國居民的消費和儲蓄造成了怎樣的影響，在學術界一直沒有形成統一的觀點。本文的實證分析表明，我國高等教育招生人數的變化是居民年消費量及居民年終儲蓄余額變化的原因之一，而且在1999高等教育改革前后，招生人數與居民年消費量以及招生人數與居民年終儲蓄余額的協整關系都發生了變化。進一步的分析表明，我國高等教育發展對居民消費及儲蓄的同影響可大致分為三個階段:(1)1952—1965年，我國高等教育招生人數的增加擠出消費并拉動儲蓄;(2)1970—1998年，高等教育招生人數的增加拉動消費并擠出儲蓄;(3)1999年以后，高等教育的發展擠出消費并拉動儲蓄，并且對儲蓄的拉動效應明顯大于對消費的擠出效應，前者是后者的大約2倍。可見，只有在1970—1998年，我國高等教育的發展才真正地拉動了居民消費。1999年，我國實行高等教育改革的目的主要有兩點，一是提高人力資本，二是擴大內需，最終都是為了促進經濟的增長(張志剛，2009)。而本文的實證研究表明，高等教育改革并未能夠有效地擴大內需，反而使得高等教育對于居民消費由之前的拉動效應變為擠出效應，對于居民儲蓄則由擠出效應變為拉動效應。高等教育改革對于居民消費和儲蓄的這種影響是由多種原因造成的:一是高等教育學雜費增長超過收入增長。高等教育改革后，學雜費大幅上漲，而且其增長速度超過了居民人均純收入的增長速度。自2000年以來，我國高等教育學雜費占GDP的比重已經明顯高于發達國家的水平(王喜林等，2008)，目前學雜費與人均純收入已經非常接近，如果再上漲便會超過一般家庭的承受能力。同時，由于招生規模的擴大，更多的家庭即將負擔一個或更多的學生去接受高等教育，并且常常是用全家的收入去負擔一個大學生的花費。這些都說明我國現階段的居民收入增長還不能消化高等教育學雜費的快速增長，而人們對高等教育的剛性需求導致其減少對其他項目的消費，以保證其對當前或未來高等教育的消費支出。二是人們對于接受高等教育的渴望。首先，無論是低收入者還是高收入者都試圖讓子女接受良好的教育，這必然加重家庭的負擔(薛進軍等，2011)。而且越是低收入的家庭越是渴望通過接受高等教育來改變低收入的窘境，從而將其本就不多的收入更多地用于對高等教育的消費和儲蓄，擠占了更多的對其他商品或服務的消費，這種情況在農村家庭表現得尤其明顯。其次，1978年我國恢復高考后，有越來越多的人接受了高等教育，這些人對其子女的要求也相應地提高，相關研究表明父母受教育年數和子女受教育年數之間呈正相關(薛進軍等，2011)。最后，隨著我國城市化進程的不斷加快，越來越多的人生活在城市中，越來越多的農村人口希望以高等教育為跳板進入城市生活，導致城市化速率遠低于大學生就業供給的增長率(李彬，2011)，而這些大學生在城市生活還會面臨住房等一系列問題，預防性儲蓄不可避免地會增加。無論渴望接受高等教育的原因是什么，歸根結底也是教育，尤其是高等教育，能夠通過提高人力資本來增加接受高等教育者的預期收入。但是由于這一收入效應在短時期并不會對消費產生影響，并且我國現階段的收入分配更多地向資本所有者傾斜，勞動報酬所占比重不斷下降，高校招生規模的擴大也在一定程度上造成了高學歷人才的貶值，高等教育改革不僅沒能優化產業結構，反而加劇了失業問題(何雪蓮等，2010)，這就造成了一種收入上的惡性循環。可見，我國現階段對高等教育的需求具有一定的盲目性，而1999年的高等教育改革對這種盲目性起著推波助瀾的作用。三是我國高等教育資源在地域上分布的不均衡與人均收入在地域上分布的不均衡之間存在著一定的耦合性。高等教育資源多集中分布于東部地區，而西部地區較為匱乏，這恰恰與我國人均收入所呈現出的東高西低的狀況相一致。這種狀況將導致低收入地區的學生有更大的可能性去往高收入地區接受高等教育，從而使其接受高等教育相關的支出與其收入不平衡，導致其家庭更多地減少對其他項目的消費并增加預防性儲蓄。

總之，在人們急切渴望自己或后代接受高等教育的大背景下，招生規模的不斷擴大極大地刺激了高等教育需求，而學雜費不斷上漲與居民收入增長緩慢的矛盾導致了高等教育擴招擠出消費而拉動儲蓄的經濟效應。因此，現階段擴大高等教育招生規模及增加學雜費并不能在短期內拉動居民消費，必須在提高居民整體收入水平的基礎上，才能通過高等教育的發展來有效擴大內需。同時，學雜費的上漲只會導致預防性儲蓄的增加，政府不應任由學雜費不停地上漲，應加大對高校的財政支持，減少高校收費，進而降低居民為接受高等教育而進行的儲蓄，使居民能拿出更多的收入去消費其他的商品和服務。此外，還應逐漸減小高等教育資源在地域分布上的差異，加大對低收入地區高等教育發展的扶持力度。