柯瀟，儲祖旺

（1.中國地質(zhì)大學(xué)高等教育研究所，武漢430074；2.廈門大學(xué)王亞南經(jīng)濟研究院，廈門361005）

教育與經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變

中國高等教育規(guī)模擴展的實證研究
——基于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟的視角

柯瀟1,2，儲祖旺1

（1.中國地質(zhì)大學(xué)高等教育研究所，武漢430074；2.廈門大學(xué)王亞南經(jīng)濟研究院，廈門361005）

本文運用1978－2011年全國層面的宏觀時間序列數(shù)據(jù)，實證估計并檢驗經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，中國高等教育規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展水平、人口、產(chǎn)業(yè)、勞動力市場、城市化水平及政策等因素的長期均衡關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，工資水平與失業(yè)率是繼人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與恩格爾系數(shù)后，對高等教育規(guī)模擴展具有顯著影響的因素。失業(yè)率的邊際效應(yīng)顯著為正，平均工資水平的邊際影響為負且絕對值大于失業(yè)率。城市化率對高等教育規(guī)模擴展具有顯著的拉動作用且十分穩(wěn)健。在逐步納入毛入學(xué)率的影響因素后，我們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平對規(guī)模擴展的邊際效應(yīng)的絕對值不斷減小且不再顯著。據(jù)此，我們認為通過市場途徑實現(xiàn)合理的高等教育規(guī)模擴展是一種更為有效的長期政策取向。

高等教育規(guī)模擴展；勞動力市場；城市化率

一、引言

二十世紀末，伴隨著高等教育從精英型向大眾型轉(zhuǎn)變，中國的高等教育規(guī)模出現(xiàn)了迅猛異常的擴展趨勢。一方面，高速增長的經(jīng)濟為高等教育規(guī)模擴展注入了強勁的動力，另一方面，因高等教育擴招，高校畢業(yè)生與勞動力市場的供求關(guān)系發(fā)生了重大變化，大學(xué)生“就業(yè)難”已經(jīng)成為全社會關(guān)注的焦點。難道是我國的高等教育發(fā)展太快？或高等教育不再適應(yīng)經(jīng)濟的發(fā)展?在高等教育規(guī)模決定中，究竟哪些因素為主導(dǎo)？其影響程度及作用機制如何。

有關(guān)高等教育規(guī)模擴展的問題歷來受到國內(nèi)外學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。研究學(xué)者以不同視角對高等教育規(guī)模擴展的現(xiàn)狀、成因及發(fā)展趨勢進行了深入的探討?；趯嵶C分析的結(jié)果，人們從研究影響高等教育規(guī)模擴展的諸多因素中得出了不同結(jié)論，同時也提出了一些尚待解決的問題。在國內(nèi)外相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，本文利用來自中國的實證數(shù)據(jù)，嘗試探討：處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期的中國高等教育，在諸多影響其規(guī)模擴展的因素中，勞動力市場及城市化率等因子對其的影響程度究竟多大？經(jīng)濟發(fā)展水平能否拉動高等教育的規(guī)模擴展等等。

二、文獻回顧

關(guān)于高等教育規(guī)模擴展的問題，國外文獻多集中在高校入學(xué)生數(shù)的規(guī)模方面。以MarkBlaug（1967）為代表的經(jīng)濟學(xué)家認為：高等教育應(yīng)避免作長期規(guī)模預(yù)測，單值條件下的預(yù)測結(jié)果無法作出合理的判斷[1]。Rusk等（1982）從國家、地區(qū)和院校的角度出發(fā)，研究經(jīng)濟環(huán)境對高等教育入學(xué)生數(shù)的影響。認為機會成本的相對變化使經(jīng)濟周期與高等教育入學(xué)生數(shù)呈反向變化[2]。Betts等（1995）在研究了美國上世紀六十至八十年代高等教育發(fā)展?fàn)顩r后發(fā)現(xiàn)，失業(yè)率上升可導(dǎo)致兩年制社區(qū)學(xué)院入學(xué)生數(shù)明顯增加[3]。Teichler等（2004）分別從教育、失業(yè)和就業(yè)等方面對高等教育的發(fā)展規(guī)模進行了探討[4]。Machin等（2007）指出高等教育擴張與大學(xué)畢業(yè)生要求提薪的情況并存。而對于某些領(lǐng)域的人才匱乏現(xiàn)象可通過教育的規(guī)模擴張予以解決[5]。Enders（2010）對高等教育規(guī)模擴展與勞動力市場的相關(guān)性進行綜合分析，從理論和實證研究方面重點考察了高等教育制度和勞動力市場供求結(jié)構(gòu)的問題[6]。Devereux等（2011）從英國1970年和1975年出生的群體入手，深入研究了該國的教育規(guī)模擴張問題[7]。由此可見，國外相關(guān)研究多從宏觀經(jīng)濟周期到經(jīng)濟發(fā)展水平著眼，探討高等教育規(guī)模擴展的影響因素，而近年來則更加關(guān)注勞動力市場因素如就業(yè)、失業(yè)與工資等。

國內(nèi)學(xué)者多從教育學(xué)視角出發(fā)，對高等教育規(guī)模擴展的影響因素特別是經(jīng)濟發(fā)展水平的影響等方面進行研究。易衛(wèi)平（2000）納入人均GDP等因素進行OLS回歸，并對我國高等教育規(guī)模的增長潛力進行預(yù)測[8]；胡詠梅等（2004）基于不同收入水平的線性回歸模型，認為高等教育規(guī)模不宜擴張[9]。米紅等（2006）將日本和加拿大的人均GDP和高等教育毛入學(xué)率進行回歸后發(fā)現(xiàn)，加拿大人均GDP增長對高等教育毛入學(xué)率的貢獻率遠大于日本[10]。韓映雄（2008）對區(qū)域高等教育規(guī)模進行研究，指出經(jīng)濟狀況對高等教育發(fā)展的影響顯著[11]。除此之外，還有學(xué)者關(guān)注人口、產(chǎn)業(yè)等因素對高等教育規(guī)模擴展的影響。李文利等（2001）以人口負擔(dān)率等作為控制變量，選擇擬合優(yōu)度最佳的二次曲線回歸。結(jié)果顯示，高等教育毛入學(xué)率實際值與模擬值存在一定差距[12]。孫欽榮（2006）[13]、毛建青（2009）[14]等分別納入人口因素進行相關(guān)研究。也有學(xué)者對高等教育的規(guī)模進行預(yù)測，如張寶貴（2009）利用對數(shù)回歸法，預(yù)測我國2020年高等教育的毛入學(xué)率將達到50%[15]。董險峰等（2010）采用GM(1,1)灰色預(yù)測方法，預(yù)測到2020年中國GER將達到40.95%[16]。在高等教育規(guī)模與城鎮(zhèn)化水平的協(xié)調(diào)發(fā)展方面，胡茂波等（2014）從區(qū)域差異性角度作了初步探索[17]。

上述研究為高等教育政策的制定和完善提供了科學(xué)的依據(jù)。由于高等教育規(guī)模擴展的歷程自始自終置身于市場經(jīng)濟改革的大環(huán)境中，必然受到來自具有中國特征性的經(jīng)濟、社會、政策諸因素的綜合影響。更重要的是，基于時間序列數(shù)據(jù)的偽回歸問題和模型設(shè)定中遺漏變量偏誤等問題都將導(dǎo)致估計結(jié)果有偏。基于此，本文遵循從一般到特殊的模型設(shè)定原則，將我國的特征性經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素作為影響我國高等教育規(guī)模的重要變量進行考察，并分析其作用機制。其次，針對時間序列的不平穩(wěn)性進行單位根檢驗及多元協(xié)整分析，處理因遺漏變量引起的偏誤、模型設(shè)定偏誤等問題，并對時間序列有限樣本估計的穩(wěn)健性作檢驗。

三、計量模型與數(shù)據(jù)

本文依據(jù)Mark Blaug（1967）的人力資本預(yù)測模型分析框架[1]23，假設(shè)高等教育規(guī)模受經(jīng)濟、社會、制度等綜合因素的影響，在控制經(jīng)濟發(fā)展水平的基礎(chǔ)上，選取勞動力市場特征指標如平均工資水平、失業(yè)率，以及反映中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征的重要因素——城市化率等進行實證分析。嘗試在高等教育規(guī)模擴展的決定因素中，關(guān)注我國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特征及其作用機制。據(jù)此對高等教育毛入學(xué)率的條件期望即E（Y|X）建立計量模型：

本文使用的宏觀時間序列數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》；高等教育毛入學(xué)率及城市人口比重數(shù)據(jù)均來自世界銀行。研究以1978-2011年間的宏觀時間序列數(shù)據(jù)作為樣本。

模型中各解釋變量的含義及其指標的選取逐一說明如下。在高等教育規(guī)模擴展方程的左邊，被解釋變量采用國際慣用的測度高等教育規(guī)模水平的高等教育毛入學(xué)率（GER）。方程的右邊，納入人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdppc），以控制經(jīng)濟發(fā)展水平總量對高等教育規(guī)模擴展的作用。各年度實際人均GDP通過同年商品零售價格指數(shù)修正，并選取1978年為基期。同時控制了人口因素，用年末總?cè)丝跀?shù)（popul）作為測量人口因素的指標。本研究特別關(guān)注中國的勞動力市場指標對高等教育規(guī)模擴展的影響，選用國際勞工組織（ILO）關(guān)于勞動力市場主要指標中的平均實際工資指數(shù)（wage）和城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（unemploy）兩項，分別測度平均工資水平及失業(yè)率。尤其值得一提的是，本文嘗試運用第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重（indus）和城市人口占總?cè)丝诘谋戎兀╱rban），分別測量產(chǎn)業(yè)特征和城市化率，以此測度中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性因素對高等教育規(guī)模擴展的影響。此外，鑒于我國的高等教育體系均以公立大學(xué)為主體，因此，在研究高等教育規(guī)模擴展問題時，引入虛擬變量（poli）以控制政策性因素。最后，本文從需求的角度考察了居民生活水平對高等教育規(guī)模擴展的影響，在模型中納入城市居民家庭恩格爾系數(shù)（engle）①在穩(wěn)健性分析中，我們也嘗試納入農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)，以比較城市和農(nóng)村居民生活水平對毛入學(xué)率的影響。。模型中的（βi＝0... 6）分別為各解釋變量的系數(shù)；μ系隨機擾動項，假定滿足E（μ|X）=0。為了減少宏觀加總數(shù)據(jù)的波動和避免變量間的非線性關(guān)系，本文對各變量進行了自然對數(shù)的變換。

四、實證檢驗結(jié)果

（一）時間序列協(xié)整檢驗

在以往基于時間序列的高等教育規(guī)?；貧w文獻中，少有研究針對因時間序列的非平穩(wěn)性引起的“偽回歸”（Spurious regression）作必要的檢驗。而經(jīng)典回歸分析要求時間序列必須平穩(wěn)。據(jù)此，本文首先對各時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，以避免偽回歸。對水平數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果顯示：1978-2011年間所選取的變量均為非平穩(wěn)時間序列。對一階差分數(shù)據(jù)的ADF檢驗結(jié)果顯示平穩(wěn)，故水平變量是單位根（詳見表1）。

Granger（1987）指出對非平穩(wěn)的時間序列進行回歸可能導(dǎo)致偽回歸問題。但當(dāng)兩個或兩個以上不平穩(wěn)時間序列之間存在協(xié)整關(guān)系時，其某種線性組合呈現(xiàn)平穩(wěn)性，即各變量在長期中存在共同運動的均衡關(guān)系[18]。以往的研究在處理協(xié)整問題時，通常采用基于回歸殘差的EG兩步檢驗法和Johansen最大似然估計檢驗法。前者僅適用于包含兩個變量即存在單一協(xié)整關(guān)系的系統(tǒng)，而后者則是通過計算基于最大特征值的似然比統(tǒng)計量，判斷各回歸方程中不平穩(wěn)序列間的協(xié)整關(guān)系，多適用于多元變量的協(xié)整關(guān)系檢驗。鑒于此，本文采用Johansen協(xié)整檢驗法。實證研究一般認為年度數(shù)據(jù)滯后期為1-2，季度數(shù)據(jù)滯后期為4-5，月度數(shù)據(jù)滯后期為12-13。本文將無約束的VAR模型最優(yōu)滯后期設(shè)為2，相應(yīng)的Johansen協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期設(shè)為1。檢驗結(jié)果如下（詳見表2）。

表1 各時間序列數(shù)據(jù)及其一階差分后的序列平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

運用Johansen進行多元協(xié)整分析，結(jié)果顯示存在5個協(xié)整向量。說明模型中各一階單整變量間并不具有收斂特征，但存在某種共同趨勢，即受到3個隨機趨勢的共同支配，在長期中表現(xiàn)出收斂性，各不平穩(wěn)序列的某種線性組合呈現(xiàn)平穩(wěn)性，從而保證了經(jīng)典OLS回歸量的統(tǒng)計性質(zhì)。

（二）回歸分析

在上述時間序列存在長期均衡關(guān)系的基礎(chǔ)上，我們對高等教育毛入學(xué)率模型作OLS回歸（詳見表3）。模型設(shè)定遵循從一般到特殊的原則（李子奈等，2010）[19]，協(xié)變量矩陣的不同選擇將顯示各因素對高等教育規(guī)模影響的顯著性，影響的方向及大小。

表3 中國高等教育毛入學(xué)率影響因素的回歸結(jié)果（1978-2011）

表3給出了不同模型設(shè)定條件下的回歸結(jié)果。同時納入經(jīng)濟發(fā)展水平、人口、產(chǎn)業(yè)、勞動力市場、城市化水平以及政策等因素后（模型5）的回歸結(jié)果顯示：除人均GDP和政策虛擬變量外，所有變量的估計系數(shù)均在1%、5%或10%水平上顯著不為0。其中，人均GDP的估計值為負但并不顯著，該結(jié)果似乎與早期關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展水平對高等教育規(guī)模決定性作用的實證研究結(jié)論相矛盾。注意到在模型1中，僅納入人均GDP的模型中，其邊際效應(yīng)為0.663，在1%的水平上顯著。但當(dāng)逐步控制其它決定毛入學(xué)率的因素即：人口、產(chǎn)業(yè)、消費水平，尤其是勞動力市場及城市化率等后，人均GDP估計值的符號則由正變負、絕對值逐漸趨小、統(tǒng)計顯著性不斷降低、最終變?yōu)椴伙@著。伴隨著中國經(jīng)濟在改革開放后的高速增長，尤其當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平發(fā)展到一定程度后，其對高等教育規(guī)模擴展的邊際貢獻率將趨向弱化。事實上，無論從中國或世界各國的經(jīng)驗看，高等教育的規(guī)模并非僅伴隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而擴展，有時甚至先于經(jīng)濟的發(fā)展階段（Stevens&Weale, 2003）[20]。相比之下，人口數(shù)量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及消費水平的變化等因素對高等教育毛入學(xué)率的變化貢獻度較高。實證研究中，為避免因遺漏變量引起的偏誤，我們有必要控制與經(jīng)濟增長高度相關(guān)的決定毛入學(xué)率的因素比如勞動力市場完善程度、城市化程度等。若這類因素被遺漏，人均GDP系數(shù)的估計值會因存在向上的偏誤（up-ward bias）而一直被高估。

第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重是從需求的角度衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對高等教育規(guī)模擴展的影響。其彈性的估計值為正2.4370，具有充分彈性。三產(chǎn)就業(yè)比每上升1%，高等教育毛入學(xué)率即上升約2.4%。比較模型1-5中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計系數(shù)不難發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比對高等教育規(guī)模擴展具有顯著的促進作用且呈一定的增強趨勢。隨著中國市場化改革的不斷深化及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，第三產(chǎn)業(yè)無疑已經(jīng)成為吸納具有高等教育背景的人力資本的核心產(chǎn)業(yè)部門。其通過吸納消化就業(yè)的的方式發(fā)揮對高等教育規(guī)模擴展的拉動作用。

與以往的研究結(jié)果一致，恩格爾系數(shù)估計值顯著為負。在表3涵蓋的四個模型中，恩格爾系數(shù)對毛入學(xué)率的貢獻度大小僅次于人口。模型5中控制了擴招政策虛擬變量后，恩格爾系數(shù)仍顯著為負，結(jié)果穩(wěn)健。這表明樣本期中，高等教育毛入學(xué)率在較大程度受城市居民支付能力的影響。本文還嘗試納入農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)，但估計結(jié)果在通常的置信水平上并不顯著，因此未作為主要回歸結(jié)果報告①詳細資料備索。。一個可能的解釋是，農(nóng)村居民生活水平的提高對高等教育毛入學(xué)率的影響程度較城市居民家庭弱。筆者認為，中國的教育費用較其他消費支出高，具有高消費水平的群體主要聚集在城市。而城市居民支付能力的增強有利于該部分人群優(yōu)先接受教育。因此，高等教育規(guī)模擴展在增加個人受教育機會的同時，可能在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的作用下催生新的不平等，對此須引起高度重視?？?cè)丝诘淖匀粚?shù)估計系數(shù)顯著為負，符合我們的預(yù)期。一方面人口數(shù)量與質(zhì)量存在一個協(xié)調(diào)關(guān)系。另一方面，近三十年人口年齡結(jié)構(gòu)的變化的事實會使得對總量的控制難以全面捕捉人口變化對毛入學(xué)率的影響。

將勞動力市場指標納入規(guī)模擴展模型后，我們發(fā)現(xiàn)：工資水平和失業(yè)率兩個變量均不同程度地降低了經(jīng)濟發(fā)展水平對我國高等教育毛入學(xué)率的影響，甚至使其影響變?yōu)橐环N“阻礙”（指估計值符號為負，盡管統(tǒng)計上并不顯著）。城市登記失業(yè)率的估計值為正0.1886，與Paulsen等（2002）等的估計結(jié)果相近[21]。比較該項在模型3-5中的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，城市登記失業(yè)率對高等教育毛入學(xué)率的影響始終為正且有較大增幅。高等教育規(guī)模擴展對城市總體失業(yè)狀況的彈性由較弱變?yōu)檩^強，反映出高等教育供需機制的逐漸成熟，以及個人（家庭）對高等教育的需求更大程度上受城市勞動力市場失業(yè)狀況的影響。該結(jié)果從一個側(cè)面反映出，在擴招前個人（家庭）未被滿足的高等教育的需求已在很大程度上得以釋放或轉(zhuǎn)移。我們有理由相信，隨著勞動力市場的日趨成熟及高等教育產(chǎn)業(yè)化的進一步推進，勞動力市場將對高等教育規(guī)模擴展產(chǎn)生越來越重要的作用。平均實際工資指數(shù)的系數(shù)為-0.4526，且在5%水平上顯著。平均工資水平的邊際影響為負且絕對值大于失業(yè)率。人們接受高等教育的傾向?qū)べY高低的敏感程度大于對失業(yè)的敏感度。這與中國教育回報率逐年上升的趨勢相一致，特別是私人教育收益率從初等教育到高等教育逐漸遞增（孫志軍，2005[22]；吳濟慧等，2004[23]）。一方面，人們對穩(wěn)定就業(yè)的偏好大于對較高工資的需求。另一方面，由于平均工資的提高對投資有顯著正的影響，因此抑制了對高等教育的需求。

城市化率對高等教育擴展具有顯著的拉動作用。當(dāng)控制了擴招政策后，城市化率的影響程度減弱，但仍為正。這一穩(wěn)健的結(jié)果，充分支持了城市化有利于發(fā)揮高等教育的規(guī)模作用理論。城市化可以通過人口向大城市積聚、大量的就業(yè)崗位不斷創(chuàng)生、高等教育資源的集中、產(chǎn)業(yè)集聚尤其是服務(wù)行業(yè)的集聚等多種渠道，推動高等教育規(guī)模的擴展。相對預(yù)期而言該影響較弱。由此引發(fā)的思考是，近三十年我國城市化水平發(fā)展如何？主張加快城市化進程的學(xué)者們認為，不應(yīng)控制城市的就業(yè)與城鄉(xiāng)人口遷移來控制城市化的進程。這亦可能在一定程度上制約城市化對高等教育規(guī)模擴展的貢獻。

高等教育擴招政策自1999年開始在全國范圍內(nèi)實施。該政策的實施正好處于樣本期內(nèi)，筆者有理由推斷高等教育擴招政策將會對高等教育規(guī)模的持續(xù)擴展帶來影響。因此，以1999年為界構(gòu)建擴招的政策虛擬變量，控制高等教育毛入學(xué)率在擴招政策前后的變化。結(jié)果顯示，Policy變量的回歸系數(shù)為負且并不顯著。本文研究的高等教育毛入學(xué)率協(xié)整關(guān)系，系長期均衡關(guān)系，單純的擴招政策作用并不明顯。擴招政策在一定程度上是由高等教育回報的外部性（Schultz,1967）所驅(qū)動[24]。該項政策因其時滯較短，故即時效果明顯。然而，從長期來看，我國高等教育的規(guī)模擴展更多是在教育市場及勞動力市場的共同作用下被推動。擴招政策對高等教育規(guī)模擴展的拉動機制已逐步由行政性向市場動力性轉(zhuǎn)移。當(dāng)然，這一理解的邏輯前提是擴招政策實施以前存在著被抑制的個人（家庭）對高等教育的需求。

五、基本結(jié)論與對策建議

《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要（2010-2020年）》明確指出了高等教育發(fā)展目標即：高等教育大眾化水平進一步提高，毛入學(xué)率達到40%。主要勞動年齡人口中受過高等教育的比例達到20%，具有高等教育文化程度的人數(shù)比2009年翻一番。在高等教育深化發(fā)展的背景下，實證研究其決定因素與影響機制，是我國高等教育快速普及化的過程中政府制定有關(guān)政策的重要依據(jù)，尤其是為緩解近年來不斷突顯的大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)難問題提供思路。本文運用1978-2011年全國層面的宏觀時間序列數(shù)據(jù)，遵循從一般到特殊的模型設(shè)定原則，實證估計并檢驗經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，中國高等教育規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展水平、人口、產(chǎn)業(yè)、勞動力市場、城市化水平及政策等因素的長期均衡關(guān)系。實證結(jié)果顯示，勞動力市場因素對高等教育規(guī)模擴展的影響正逐漸顯現(xiàn)且不斷加強。工資水平與失業(yè)率是繼人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與恩格爾系數(shù)后，對高等教育規(guī)模擴展具有顯著影響的因素。失業(yè)率的邊際效應(yīng)顯著為正，平均工資水平的邊際影響為負且絕對值大于失業(yè)率。城市化率對高等教育規(guī)模擴展具有顯著的拉動作用且十分穩(wěn)健。

據(jù)此，我們認為需進一步完善教育與經(jīng)濟社會相結(jié)合的制度。處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟時期的中國，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化調(diào)整尤其是第三產(chǎn)業(yè)吸納就業(yè)的能力、勞動力市場特征指標的信號機制、城市化水平等因素的不斷提升均對高等教育規(guī)模擴展產(chǎn)生著積極的影響，并將隨著市場化進程的加速而不斷增強。因此，統(tǒng)籌經(jīng)濟發(fā)展、勞動力市場發(fā)展、教育發(fā)展、產(chǎn)業(yè)發(fā)展和人才發(fā)展，進一步加強公共服務(wù)體系和公共教育體系建設(shè)就顯得尤為關(guān)鍵。同時，還應(yīng)促進從各級教育到勞動力市場需求的人才培養(yǎng)鏈，并與產(chǎn)業(yè)價值鏈緊密結(jié)合，推動教育與經(jīng)濟社會尤其是勞動市場與產(chǎn)業(yè)格局協(xié)調(diào)發(fā)展。我們有理由相信，在經(jīng)濟體制改革中，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的深化改革、勞動力市場和社會福利體系的逐步完善以及金融市場的不斷發(fā)展，中國高等教育的高收益率將不斷顯現(xiàn)。通過市場途徑實現(xiàn)合理的高等教育規(guī)模擴展是一種更為有效的長期政策取向。在這一背景下，市場信息系統(tǒng)的建立和理性的高等教育市場化路徑，將為高等教育規(guī)模擴展?fàn)I造更為積極的經(jīng)濟和制度環(huán)境。同時，在面對個人及社會對高等教育規(guī)模擴展的需求時，應(yīng)該在有限的預(yù)算約束下提高高等教育的質(zhì)量，走中國特色的高等教育發(fā)展之路。

[1]Mark Blaug.A Cost-BenefitApproach to EducationalPlanning in DevelopingCountries[R].Washington,DC:World Bank,1967.1-41.

[2]Rusk,J,Brinkman,P.T.The Increasing Impact of Economic Conditions upon Higher Education Enrollments[J].Economics of Education Review,1982,2(1):25-48.

[3]Betts,J.R.,Mcfarland,L.L..Safe Portin a Storm:The Impact of Labor Market Conditions on Community College Enrollments[J]. JournalofHumanResources,1995,30(4):741-765.

[4]Teichler,U..Education and Employment[J].International Encyclopedia of the Social&Behavioral Sciences,2004,32(4): 4178-4182.

[5]Machin,S.,Mcnally,S.Higher Education and the Labor Market, CentrePiece[R].Report prepared for the OECD.2007.

[6]Enders,J.Higher Education and the Labor Market[M]. InternationalEncyclopediaofEducation(ThirdEdition).The Netherlands:ElsevierScience,2010.365-369.

[7]Deverewx,P.J.,Fan,W..Earnings Returns to the British Education Expansion[J].Economics of Education Review,2011,30（6）：1153-1161.

[8]易衛(wèi)平.從國際比較看我國高等教育的合理規(guī)模[J].教育發(fā)展研究.2000，(2):75-79.

[9]胡詠梅、薛海平.經(jīng)濟發(fā)展水平與高等教育規(guī)模的相關(guān)性研究[J].高教理論.2004，(2)：23-25.

[10]米紅.日本、加拿大經(jīng)濟與高等教育發(fā)展模式的比較研究(1973-1992)[J].江蘇高教.2006，(1):95-100.

[11]韓映雄.我國經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r與高等教育毛入學(xué)率關(guān)系的定量研究[J].華東師范大學(xué)學(xué)報：教育科學(xué)版.2008，(2):25-37.

[12]李文利、閔維方.我國高等教育發(fā)展規(guī)模的現(xiàn)狀和潛力分析[J].高等教育研究.2001，22(2):28-39.

[13]孫欽榮、苗瑞鳳.高等教育大眾化與規(guī)模結(jié)構(gòu):人口學(xué)的視角[J].揚州大學(xué)學(xué)報：高教研究版.2006，10(5):3-6.

[14]毛建青.影響高等教育規(guī)模的主要因素及其協(xié)整關(guān)系[J].北京師范大學(xué)學(xué)報：社會科學(xué)版.2009，(2)：115-119.

[15]張寶貴.2020年高等教育發(fā)展目標究竟該如何確定——基于計量經(jīng)濟學(xué)的數(shù)學(xué)模型視角[J].復(fù)旦教育評論.2009，7(1): 58-63.

[16]董險峰.國家中長期高等教育毛入學(xué)率灰色預(yù)測模型探究[J].國家教育行政學(xué)院學(xué)報.2010，(5):43-47.

[17]胡茂波，史靜寰.中國高等教育規(guī)模與城鎮(zhèn)化協(xié)調(diào)發(fā)展的進程及趨勢[J].教育與經(jīng)濟.2014，(4):40-54.

[18]Granger,C.,Engle,R.F.Co-Integration and Error Correction: Representation,Estimation,and Testing.Econometrica[J],1987,55(2): 251-276.

[19]李子奈，齊良書.關(guān)于計量經(jīng)濟學(xué)模型方法的思考[J].中國社會科學(xué).2010，(2):65-76.

[20]Stevens,P.,Weale,M..International Handbook on the Economics of Education[M].Geraint Johnes and Jill Johnes,2004. 164-187.

[21]Paulsen,M.B.,Pogue,T.F.Higher education enrollment:The interaction of labor market conditions,curriculum,and selectivity[J]. EconomicsofEducation Review,1988,7(3):275-290.

[22]孫志軍.中國教育個人收益率研究:——文獻綜述及其政策含義[J].中國人口科學(xué).2005，(5):65-71.

[23]吳濟慧，黃育云，趙鵬程.勞動力市場對個人教育需求的影響及對策——從教育的私人收益率角度分析[J].大學(xué)教育科學(xué). 2004，(2)：14-16.

[24]Schultz,T..The Economic Value of Education[M].New York: ColumbiaUniversityPress，1967.1-93.

Empirical Study on Higher Education Expansion in China: From the View Point of Transition Economy

KE Xiao1,2,CHU Zuwang1

F08；G40-054

A

1003-4870(2014)06-0047-06

2014-10-08

教育部人文社會科學(xué)研究青年基金資助項目：“高等教育規(guī)模擴展與中國‘特征性’經(jīng)濟結(jié)構(gòu)--來自省級面板數(shù)據(jù)的計量研究”（項目批準號：11YJC880043）、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費專項資金資助項目：“中國公立大學(xué)自主發(fā)展問題研究”（項目批準號：CUG090119）。

柯瀟，女，中國地質(zhì)大學(xué)高等教育研究所講師，主要從事勞動經(jīng)濟學(xué)研究?，F(xiàn)為廈門大學(xué)王亞南經(jīng)濟研究院博士研究生；儲祖旺，男，中國地質(zhì)大學(xué)高等教育研究所所長，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向為高等教育管理。