教育消费论文：教育改革对居民消费的启发

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本文作者：李天健工作单位：首都经济贸易大学

数据来源与经验观察

本文拟将高等教育招生规模对居民消费和储蓄的影响分别进行回归分析，居民年消费量和年终储蓄余额作为因变量，分别用C和S表示。本文所用数据的时间跨度从1952年到2010年，这样可以有效地检验新中国成立后的历年高等教育对居民消费和储蓄的影响及其变化，各数据均来自于《中国统计年鉴2011》和《新中国60年统计资料汇编》，原始数据见表1。其中城乡居民年消费额、城市居民年终储蓄余额及可支配收入均为1952年不变价。另外需要说明的是，由于受到的影响，1966—1969年我国高等教育并未进行招生。1952—2010年我国城乡居民消费额、年终储蓄额及高等教育招生人数的变动情况如图1所示。由图1可以看出:1952—2010年我国城镇居民年消费额、年终储蓄余额及高等教育招生人数并不是持续的增长，都在个别年份出现过负增长的情况;高等教育招生人数的波动最大，最高的增长率达到了90%，而最低为负增长40%，相比而言，居民年消费额的波动较小，居民年终储蓄余额的波动居中。我们发现，从图1很难看出高等教育改革是否造成招生人数的结构性变化，同时也无法看出高等教育改革对城乡居民年消费额及年终储蓄余额的影响究竟如何。因此，有必要对我国高等教育招生人数的结构性变化及高等教育对城乡居民年消费额及年终储蓄余额的影响进行实证检验。

高等教育招生规模的变结构点检验

在研究高等教育改革对居民消费和储蓄的影响时，虽然可以将1999年我国高等教育改革开始年份作为天然的分界点，但是这样做缺乏实证依据，因为无法肯定1999年后我国的高等教育招生规模是否发生了结构性的变化。所以本文运用结构突变①来检验1999年前后我国高等教育招生规模的变化②。用NHEE表示高等教育招生人数，并对其取对数，形成新的序列LNNHEE;选用Banerjee等(1992)提出的循序检验法来检验LNNHEE序列的结构突变。根据该方法，通常选取的检验范围为k=［0．15T，0．85T］，其中T表示样本数，在此范围内利用虚拟变量循序检验结构突变发生的年份，其检验式为:ΔLNNHEEt=ρLNNHEEt－1+μ+αt+βΔLNNHEEt－1+γDt+utut～IID(0，σ2)从检验得到的ADF值序列中选择最小值，同相应的临界值比较，检验单位根零假设，其中虚拟变量Dt分两种情况。情况1为均值突变型:Dt=0t≤k1t＞{k情况2为趋势突变型:Dt=0t≤kt－kt＞{k如果检验结果发现在1999年我国高等教育招生人数确实出现了结构性的变化，那么便可以据此将1999年作为分界点来分析其前后不同的影响。在进行结构突变检验之前需要确定各变量之间具有协整关系。首先分别对1970—2010年高等教育招生人数与居民年消费量以及居民年终储蓄余额这两组关系进行协整检验。为了消除数据中异方差的影响，对NHEE、C及S数据序列进行取对数变换，新变量记为LNNHEE、LNC及LNS。首先，依据AIC准则对序列LNC、LNS及LNNHEE进行ADF检验，检验结果见表2。检验结果表明，LNC、LNS及LNNHEE的水平值序列均不平稳，而经过一阶差分后均为平稳序列，同为一阶单整序列，可以进行协整分析。根据EG两步法，对LNC和LNNHEE进行OLS回归，得到残差e1;对LNS和LNNHEE进行OLS回归，得到残差e2，并根据AIC准则对这两个残差序列进行ADF检验，结果见表3。从结果来看，残差e1和e2的ADF检验值都小于显著性水平为5%的临界值，同为I(0)序列。序列LNC和LNNHEE是(1，1)阶协整，序列LNS和LNNHEE也是(1，1)阶协整。由此便可以对高等教育招生规模的数据生成进行结构突变检验，本文采用循序检验法，运用EViews6进行编程对序列LNNHEE进行检验。检验结果显示，1970—2010年我国的高等教育招生人数出现了均值突变，但并未出现趋势突变，变结构点恰恰就出现在1999年，这正好与我国高等教育改革的时间相吻合，结果见图2。这说明在1999年之后，我国高等教育招生人数与居民年消费量以及高等教育招生人数与居民年终储蓄余额的协整关系都发生了变化。图2LNNHEE序列5%临界值下的均值突变四、高等教育改革对居民消费和储蓄的影响我国高等教育改革主要表现为招生规模扩大和收费上涨。虽然招生规模在1999年之前已经开始有了一定幅度的上涨，但招生人数的变结构点出现在1999年。同时，收取学杂费是在1999年全面铺开，之前学杂费几乎为0，并且缺少关于学杂费的统计资料，所以本文以虚拟变量D来表示收取学杂费的影响，取值为:D=0t＜19991t≥{1999同时在模型中引入高等教育招生人数和学杂费的交叉项作为自变量，以此来综合检验高等教育改革对于居民消费和储蓄的影响，将其表示为D×NHEE。由于影响居民消费及储蓄的主要因素为居民的可支配收入，所以模型中引入实际可支配收入作为控制变量。将名义支出法得到的国内生产总值减去名义税收总额，再根据基期的价格进行标准化，得到实际可支配收入(李子奈等，2010)，记为RDI。构建模型:C=c1+α1NHEE+β1D+γ1(D×NHEE)+ω1RDI+ε1(1)S=c2+α2NHEE+β2D+γ2(D×NHEE)+ω2RDI+ε2(2)1．1952—1965年的实证检验由于的影响，我国在1966年至1969年这四年间的高等教育招生人数为0，所以本文将数据分为1952年—1965年和1970年—2010年两段，并且首先对1952—1965年的数据进行实证检验。这段时期，我国高等教育不收取任何学杂费，而且对每个学生都有一定的补贴(晏成步，2011)，所以不考虑学杂费的影响，将可支配收入作为控制变量，其模型为:C=c1+α1×NHEE+ω1×RDI+ε1(3)S=c2+α2×NHEE+ω2×RDI+ε2(4)运用EViews6对模型(3)和(4)分别进行回归分析，结果如表4。从回归分析的结果来看，1952—1965年我国高等教育招生人数对居民年消费量与年终储蓄余额有着显著的影响。高等教育招生人数与居民年消费量成反比，每多招收一人接受高等教育，全国居民年消费量就会下降90069．71元;而与居民年终储蓄余额成正比，每多招收一个人接受高等教育，全国居民年终储蓄余额就会增长4516．98元。可以看出，在当时，高等教育挤出了居民的消费，而提高了储蓄。出现这种情况，一方面是由于在新中国成立初期，我国高等教育事业需要大量的投资，且基本上是由国家来完成，而这种投资挤出了一部分居民消费;另一方面是由于当时的高等教育不收费，且一旦接受高等教育意味着将来能够得到可观的收入，所以居民有着较大的意愿为了接受高等教育而进行储蓄。2．1970—2010年的实证检验首先对数据进行平稳性检验，用AIC准则检验，结果见表5。从表5中可以看出，1970—2010年我国居民年消费量、居民年终储蓄余额和高等教育招生人数都为非平稳序列，一阶差分序列均为平稳序列。由于高等教育招生人数的结构突变点出现在1999年，可以依据模型(1)和(2)进行回归分析，结果见表6。从回归分析的结果可以看出，在显著性水平为5%时，除了学杂费对居民年终储蓄余额的影响不显著外，其余变量都对因变量有着显著的影响。具体来看，在高等教育改革前，其招生人数与居民年消费量成正相关，每多招收一名，居民年消费量增加49441．98元;而高等教育改革后，招生人数与居民年消费量成反比，每多招收一名学生，居民年消费量减少76368．56元。对于居民年终储蓄余额来说，高等教育改革前，高等教育招生人数与其成反比，每多招收一名学生，储蓄余额下降107000．7元;而改革后，双方的关系却呈现正相关，每多招生一名学生，储蓄余额增加152235．6元。根据以上分析，可以对高等教育招生人数与居民年消费量的关系及其与居民年终储蓄余额的关系进行格兰杰因果分析，检验结果见表7。从表7中可以看出，在1970—2010年，我国高等教育的招生人数的变化是居民年消费量及居民年终储蓄余额变化的原因。

结论与讨论

1999年，我国进行了以扩大招生规模和提高学杂费为主要内容的高等教育改革，其对我国居民的消费和储蓄造成了怎样的影响，在学术界一直没有形成统一的观点。本文的实证分析表明，我国高等教育招生人数的变化是居民年消费量及居民年终储蓄余额变化的原因之一，而且在1999高等教育改革前后，招生人数与居民年消费量以及招生人数与居民年终储蓄余额的协整关系都发生了变化。进一步的分析表明，我国高等教育发展对居民消费及储蓄的同影响可大致分为三个阶段:(1)1952—1965年，我国高等教育招生人数的增加挤出消费并拉动储蓄;(2)1970—1998年，高等教育招生人数的增加拉动消费并挤出储蓄;(3)1999年以后，高等教育的发展挤出消费并拉动储蓄，并且对储蓄的拉动效应明显大于对消费的挤出效应，前者是后者的大约2倍。可见，只有在1970—1998年，我国高等教育的发展才真正地拉动了居民消费。1999年，我国实行高等教育改革的目的主要有两点，一是提高人力资本，二是扩大内需，最终都是为了促进经济的增长(张志刚，2009)。而本文的实证研究表明，高等教育改革并未能够有效地扩大内需，反而使得高等教育对于居民消费由之前的拉动效应变为挤出效应，对于居民储蓄则由挤出效应变为拉动效应。高等教育改革对于居民消费和储蓄的这种影响是由多种原因造成的:一是高等教育学杂费增长超过收入增长。高等教育改革后，学杂费大幅上涨，而且其增长速度超过了居民人均纯收入的增长速度。自2000年以来，我国高等教育学杂费占GDP的比重已经明显高于发达国家的水平(王喜林等，2008)，目前学杂费与人均纯收入已经非常接近，如果再上涨便会超过一般家庭的承受能力。同时，由于招生规模的扩大，更多的家庭即将负担一个或更多的学生去接受高等教育，并且常常是用全家的收入去负担一个大学生的花费。这些都说明我国现阶段的居民收入增长还不能消化高等教育学杂费的快速增长，而人们对高等教育的刚性需求导致其减少对其他项目的消费，以保证其对当前或未来高等教育的消费支出。二是人们对于接受高等教育的渴望。首先，无论是低收入者还是高收入者都试图让子女接受良好的教育，这必然加重家庭的负担(薛进军等，2011)。而且越是低收入的家庭越是渴望通过接受高等教育来改变低收入的窘境，从而将其本就不多的收入更多地用于对高等教育的消费和储蓄，挤占了更多的对其他商品或服务的消费，这种情况在农村家庭表现得尤其明显。其次，1978年我国恢复高考后，有越来越多的人接受了高等教育，这些人对其子女的要求也相应地提高，相关研究表明父母受教育年数和子女受教育年数之间呈正相关(薛进军等，2011)。最后，随着我国城市化进程的不断加快，越来越多的人生活在城市中，越来越多的农村人口希望以高等教育为跳板进入城市生活，导致城市化速率远低于大学生就业供给的增长率(李彬，2011)，而这些大学生在城市生活还会面临住房等一系列问题，预防性储蓄不可避免地会增加。无论渴望接受高等教育的原因是什么，归根结底也是教育，尤其是高等教育，能够通过提高人力资本来增加接受高等教育者的预期收入。但是由于这一收入效应在短时期并不会对消费产生影响，并且我国现阶段的收入分配更多地向资本所有者倾斜，劳动报酬所占比重不断下降，高校招生规模的扩大也在一定程度上造成了高学历人才的贬值，高等教育改革不仅没能优化产业结构，反而加剧了失业问题(何雪莲等，2010)，这就造成了一种收入上的恶性循环。可见，我国现阶段对高等教育的需求具有一定的盲目性，而1999年的高等教育改革对这种盲目性起着推波助澜的作用。三是我国高等教育资源在地域上分布的不均衡与人均收入在地域上分布的不均衡之间存在着一定的耦合性。高等教育资源多集中分布于东部地区，而西部地区较为匮乏，这恰恰与我国人均收入所呈现出的东高西低的状况相一致。这种状况将导致低收入地区的学生有更大的可能性去往高收入地区接受高等教育，从而使其接受高等教育相关的支出与其收入不平衡，导致其家庭更多地减少对其他项目的消费并增加预防性储蓄。

总之，在人们急切渴望自己或后代接受高等教育的大背景下，招生规模的不断扩大极大地刺激了高等教育需求，而学杂费不断上涨与居民收入增长缓慢的矛盾导致了高等教育扩招挤出消费而拉动储蓄的经济效应。因此，现阶段扩大高等教育招生规模及增加学杂费并不能在短期内拉动居民消费，必须在提高居民整体收入水平的基础上，才能通过高等教育的发展来有效扩大内需。同时，学杂费的上涨只会导致预防性储蓄的增加，政府不应任由学杂费不停地上涨，应加大对高校的财政支持，减少高校收费，进而降低居民为接受高等教育而进行的储蓄，使居民能拿出更多的收入去消费其他的商品和服务。此外，还应逐渐减小高等教育资源在地域分布上的差异，加大对低收入地区高等教育发展的扶持力度。