高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入關系研究
——基于VAR方法的實證檢驗

戴魁早

（廣西師范大學經(jīng)濟管理學院/西南城市與區(qū)域發(fā)展研究中心，廣西桂林541004）

高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入關系研究
——基于VAR方法的實證檢驗

戴魁早

（廣西師范大學經(jīng)濟管理學院/西南城市與區(qū)域發(fā)展研究中心，廣西桂林541004）

文章運用VAR模型對我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入之間的關系進行了實證檢驗。結果表明，三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。從長期來看，經(jīng)濟增長和居民收入是高等教育發(fā)展的原因，高等教育發(fā)展和經(jīng)濟增長是居民收入的原因，但高等教育發(fā)展和居民收入不是經(jīng)濟增長的原因。從短期來看，經(jīng)濟增長是影響高等教育發(fā)展的原因，而反向的因果關系不存在；經(jīng)濟增長是影響居民收入變化的原因，但居民收入?yún)s不是經(jīng)濟增長的原因；高等教育發(fā)展與居民收入互為非Granger原因。為此，政府應該采取相關對策，促進三者之間的良性互動。

高等教育發(fā)展；經(jīng)濟增長；居民收入；VAR模型

一、引言

隨著高等教育在我國社會經(jīng)濟發(fā)展中的重要作用不斷提升，高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系受到了國內(nèi)學者越來越多的關注，并取得了豐富的研究成果。從已有的文獻來看，目前的研究主要集中在三大領域。一是關于經(jīng)濟發(fā)展水平對高等教育影響的研究。胡詠梅和薛海平（2004）、毛建青（2009）等研究表明，經(jīng)濟發(fā)展水平影響對教育的投入，進而影響到高等教育發(fā)展；高等教育規(guī)模需要與當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展水平相適應[1][2]。二是關于高等教育規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調發(fā)展的研究。賈彥東和張紅星（2006）通過面板數(shù)據(jù)模型進行了研究，認為我國東、中、西部三個地區(qū)高等教育與經(jīng)濟發(fā)展協(xié)調狀況各有不同，差別較大[3]。毛盛勇（2009）運用因子分析法對我國分地區(qū)高等教育與經(jīng)濟發(fā)展水平的協(xié)調性進行了研究，結果表明我國高等教育與經(jīng)濟發(fā)展水平總體協(xié)調程度較差[4]。三是關于高等教育發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長之間互動關系的研究。林偉連等（2008）、楊祖憲和李東航（2009）定性地探討了兩者的互動關系，認為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是高等教育規(guī)模的首要決定因素；反過來，區(qū)域高等教育發(fā)展也影響著區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展[5][6]。師萍（2007）、趙修渝和黃仕川（2009）、陳曉（2009）運用時間序列數(shù)據(jù)分別對陜西、重慶和新疆進行了實證檢驗，研究表明，不同地區(qū)高等教育規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關系存在比較大的差異[7]。

現(xiàn)有的研究還沒有考慮到居民收入與高等教育發(fā)展、經(jīng)濟增長的互動關系，然而，大量的相關研究表明：一方面，居民收入是影響高等教育發(fā)展的重要因素[2][8][9]，并且高等教育的發(fā)展對居民收入增加具有促進作用[8][9]；另一方面，經(jīng)濟增長和居民收入之間具有很強的相關關系[10][11]。因此，考慮到居民收入與兩者的關系，很有必要對高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系做進一步深入研究?；诖?，本文運用VAR模型對我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入的互動關系進行系統(tǒng)考察，試圖對現(xiàn)有文獻做兩個方面的擴展：第一，運用VAR模型將三者的互動關系納入到統(tǒng)一的框架進行研究，研究結論將更具有重要的理論和實踐意義；第二，運用VECM模型對高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入的長短期因果關系進行檢驗，如果不運用向量誤差修正模型對上述三變量的Granger因果關系進行檢驗，則無法明確三者之間的關系是屬于長期還是短期，將向量誤差修正模型引入分析框架，不僅可以避免偽回歸等統(tǒng)計問題的出現(xiàn)，而且有利于長期政策的制定。

二、數(shù)據(jù)與變量

（一）變量的選取

衡量高等教育發(fā)展的指標主要有高校入學率、在校大學生人數(shù)、畢業(yè)大學生人數(shù)、就業(yè)人口中的大學生人數(shù)、每萬人中的大學生人數(shù)，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和研究需要，本文選取每萬人中的大學生人數(shù)作為評價高等教育發(fā)展的指標（用變量HED來代表）。每萬人中的大學生人數(shù)是歷年高等教育統(tǒng)計中比較全面和連續(xù)的數(shù)據(jù)，而且也能很好地描述我國高等教育的發(fā)展狀況，故選取這一指標進行描述，這與黃榮坦和盧成曉（2008）、趙修渝和黃仕川（2009）、陳曉（2009）、毛建青（2009）等的數(shù)據(jù)選取方法一致。

衡量居民收入的指標主要有城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)和農(nóng)村居民家庭恩格爾系數(shù)等指標。考慮到居民收入水平既是影響高等教育規(guī)模的原因，又是高等教育發(fā)展的結果，本文選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入除去食物等基本開支以后的收入水平作為我國的居民收入指標（用變量INC來代表），即INC=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入×（1－城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)）。此外，選取我國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來反映經(jīng)濟增長，并用商品零售價格指數(shù)將其平減為以1978年不變價格表示的值。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文旨在全面考察改革開放以來我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入之間的內(nèi)在關系，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性，我們選取1978～2008年的年度數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間。數(shù)據(jù)主要來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》，其中，1978～2004年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、GDP和每萬人中的大學生人數(shù)來自《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》，2005～2008年的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民家庭恩格爾系數(shù)、GDP和每萬人中的大學生人數(shù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》的相關年度，1978～2008年的商品零售價格指數(shù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

圖1 LHED、LGDP與LINC的變化趨勢

圖2 LHED、LGDP與LINC的一階差分序列

由于經(jīng)過對數(shù)變化之后，數(shù)據(jù)會具備一些良好的特性，同時還不影響變量之間的協(xié)整關系，因此對變量進行平穩(wěn)性檢驗前都進行對數(shù)化處理，即三個變量用LHED、LINC與LGDP來表示（三個變量及其一階差分的變化趨勢如圖1和圖2所示）。

表1 時間序列LHED、LGDP與LINC的單位根ADF檢驗

（三）變量的平穩(wěn)性檢驗

對多個時間序列進行協(xié)整分析的第一步是確定每個序列是否平穩(wěn)。從圖1可以看出，LHED、LGDP與LINC在1980～2008年的變動雖呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性，但都具有共同向上發(fā)展的趨勢。圖2顯示變量的一階差分具有平穩(wěn)性，一階差分序列可能是平穩(wěn)序列。但是，一階差分序列是否平穩(wěn)，需做進一步的單位根檢驗。我們使用ADF測試法來檢驗變量是否具有單位根，檢驗結果如表1所示。

由表1的單位根檢驗結果中可以看出，在10%的顯著水平下，時間序列LHED、LGDP與LINC都是單整的I（1）過程，它們之間可能存在某種穩(wěn)定的關系。

三、VAR模型的確定和協(xié)整分析

進行協(xié)整關系檢驗時，通常采用兩種方法，即Engle－Granger兩步法和Johansen檢驗法。E－G兩步法使用方便，但小樣本下OLS協(xié)整估計具有實質性偏差。另外，E－G兩步法只適應于兩變量的單一協(xié)整關系，多變量協(xié)整關系檢驗通常采用Johansen極大似然檢驗法?；赩AR模型①的協(xié)整檢驗方法中，由于不存在外生變量和內(nèi)生變量的區(qū)分，所有變量均被視為內(nèi)生變量，它們是彼此動態(tài)影響的聯(lián)合系統(tǒng)。因此，一般來說，Johansen檢驗方法具有相對較高的檢驗勢，用VAR模型檢驗分析變量的協(xié)整性優(yōu)于用E－G兩步法建立的單一方程[13]。基于此，本文以下采用Johansen法。

（一）VAR模型的確定

Johansen檢驗是基于VAR模型進行的。為了考察居民收入、經(jīng)濟增長與高等教育規(guī)模的動態(tài)關系，本文使用VAR模型將三者納入一個統(tǒng)一的框架進行分析。高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入的關系可以用下面的VAR模型來表達：

式中：Yt=（LHED，LGDP，LINC）′；k表示模型的滯后階數(shù)；Ai為模型待估計的參數(shù)矩陣；εt為模型隨機殘差向量；0為εt的零均值向量；Ω為εt的協(xié)方差矩陣。

在進行協(xié)整檢驗前，必須先確定VAR模型的滯后階數(shù)。對于滯后階數(shù)的選取，目前使用從一般到特殊的辦法，從較大的滯后階開始，通過t值檢驗調整滯后階數(shù)。根據(jù)AIC值、FPE值、LR值和HQ值，經(jīng)過反復測試，我們選取的滯后階數(shù)為2，單位根表和單位根圖顯示，全部根的倒數(shù)都在單位圓內(nèi)，即建立VAR（2）模型。

（二）協(xié)整檢驗結果

協(xié)整檢驗模型實際上是對無約束VAR模型進行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該模型的滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期。由于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為k，所以協(xié)整檢驗的VAR模型滯后期確定為k-1。通過模型選擇的聯(lián)合檢驗，確定常數(shù)項約束在協(xié)整空間且協(xié)整方程沒有截距的模型作為最合適的協(xié)整檢驗模型。協(xié)整檢驗從檢驗不存在協(xié)整關系這一零假設逐步檢驗，檢驗結果如表2所示。

從表2可以看出，以檢驗水平5%為判斷標準，在跡檢驗和極大特征值檢驗中，LHED、LGDP與LINC之間都存在一個協(xié)整關系。這一結論具有重要的意義：一方面，這表明我國高等教育規(guī)模、經(jīng)濟增長和居民收入之間存在著某種長期而穩(wěn)定的聯(lián)系或均衡關系，必然在某一方向上存在長期的因果關系；另一方面，協(xié)整關系的存在是建立VECM模型的前提，從而可以在解決了變量非平穩(wěn)問題的條件下使用Granger因果關系檢驗穩(wěn)妥地探討變量間關系而避免“偽因果”問題。通過對三個變量進一步的估計，可以得到一個標準化的協(xié)整方程（括號內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的標準差）：

該協(xié)整方程表明，我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入之間存在長期穩(wěn)定的、均衡的數(shù)量關系。具體地說，從長期來看，我國經(jīng)濟增長和居民收入每增加1%，會引起高等教育規(guī)模增加0.5084和0.1489個百分點。②

表2 變量LHED、LGDP與LINC的Johansen協(xié)整檢驗結果

協(xié)整關系只能說明各個變量之間的長期關系和趨勢。三個變量之間的正相關關系可能是因為經(jīng)濟和居民收入的長期增長帶動了高等教育的發(fā)展，也可能是高等教育的發(fā)展促進了國民經(jīng)濟和居民收入的長期增長。為了明確三者之間的相互關系，下文基于變量之間存在的協(xié)整關系，建立將短期波動與長期均衡聯(lián)系起來的向量誤差修正模型，并對三者進行Granger因果關系檢驗以及脈沖響應函數(shù)和方差分解分析，從而明確它們之間存在的影響是正向、逆向抑或是雙向的。

四、Granger因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果表明，我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需進一步驗證。變量之間因果關系的經(jīng)驗檢驗，通常采用Granger提出的因果檢驗方法。但是，Engle和Granger對于存在協(xié)整關系的變量之間的因果關系檢驗提供了一個更為全面的方法，即通過協(xié)整和誤差修正模型進行因果關系檢驗，這樣不僅考慮了傳統(tǒng)的Granger因果檢驗所考察的變量間短期因果關系，而且能體現(xiàn)兩個（或兩個以上）變量由協(xié)整關系所形成的長期因果關系。更為重要的是，誤差修正模型中的變量具有平穩(wěn)性特征，從而保證了Granger因果檢驗的有效性。由此，本文在向量誤差修正模型（VECM）的基礎上對模型參數(shù)的顯著性進行Wald聯(lián)合檢驗，以確定三者之間是否存在因果關系。

由于向量誤差修正模型的滯后期是無約束VAR模型的一階差分的滯后期，前文確定的無約束VAR模型的滯后期為2，因此對應的VECM滯后期應為1，序列仍然采用協(xié)整方程沒有截距也沒有確定趨勢的形式。因而，由我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入變量構造的VECM表達式如下：

式中，θ1、θ2、θ3一般為負，若某一時刻的短期值大于其長期均衡值，其為負則使得下期的短期值將下降，反之則上升，所以它反映了長期均衡對短期波動的影響；并且，θ1、θ2、θ3的絕對值的大小反映了序列受短期沖擊后向長期均衡值調整的速度，其值越大，則調整的速度越快[12]。

表3 Granger因果關系檢驗結果

表3是運用Wald聯(lián)合檢驗對VECM模型系數(shù)的顯著性進行檢驗得出的Granger短期和長期因果關系結果。從長期來看，經(jīng)濟增長和居民收入通過協(xié)整關系顯著影響高等教育發(fā)展（顯著性水平為9.28%），也就是說，經(jīng)濟增長和居民收入是我國高等教育發(fā)展的長期原因。這與理論相符，也與毛洪濤和馬丹（2004）、鄭鳴和朱懷鎮(zhèn)（2007）、毛建青（2009）等的研究結論比較一致，即在長期內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平和居民收入水平是影響高等教育發(fā)展的主要因素。反過來，高等教育發(fā)展對居民收入具有顯著影響（顯著性水平為3.57%），而對經(jīng)濟增長沒有顯著影響（顯著性水平為27.63%）。也就是說，高等教育發(fā)展是居民收入增加的長期原因，但不是經(jīng)濟增長的長期原因。此外，經(jīng)濟增長是居民收入變化的長期原因，而居民收入變化不是經(jīng)濟增長的長期原因。

從短期看，首先，經(jīng)濟增長是我國高等教育發(fā)展的Granger原因（顯著性水平為6.06%），但高等教育發(fā)展不是經(jīng)濟增長的原因（顯著性水平為27.63%），這說明短期內(nèi)經(jīng)濟增長促進了高等教育發(fā)展，但高等教育發(fā)展對經(jīng)濟增長卻沒有顯著的促進作用。其次，經(jīng)濟增長是居民收入增加的Granger原因（顯著性水平為1.04%），但居民收入不是經(jīng)濟增長的Granger原因（顯著性水平為95.80%）。最后，我國高等教育發(fā)展與居民收入互為非Granger原因（顯著性水平為53.15%和62.56%），說明短期內(nèi)居民收入與高等教育發(fā)展沒有形成互動關系，這正好部分解釋了短期內(nèi)我國“窮國辦大教育”的事實以及大學畢業(yè)生就業(yè)難的問題。從這個意義上來說，我國高等教育發(fā)展較少考慮整個國家的經(jīng)濟發(fā)展水平及未來可能提供的就業(yè)機會，高校擴招有些過于急躁，并未充分考慮經(jīng)濟發(fā)展對人才的需求及容納量。

長短期因果檢驗表明，我國的經(jīng)濟增長與高等教育發(fā)展還沒有形成良性互動的關系。造成高等教育發(fā)展對經(jīng)濟增長作用乏力的原因可能有兩個方面：一是高等教育體系設置不合理，許多專業(yè)、課程不適應經(jīng)濟發(fā)展的需要，教學過程忽視了對學生實踐能力的培養(yǎng)，科研或教育成果轉化緩慢（由于轉化的時滯太長，原本有相當經(jīng)濟價值的成果失去其經(jīng)濟意義）；二是高等教育推動經(jīng)濟增長的傳導渠道不暢通，即目前的用人制度還有待進一步完善，教育對經(jīng)濟的推動作用主要是通過其產(chǎn)出的最終產(chǎn)品——人力資本體現(xiàn)出來的，因此，改革不合理的用人制度，做到人盡其才、才盡其用，高等教育才能真正推動經(jīng)濟增長。

理論上一般認為，居民收入的增加會促進居民擴大消費需求，而消費需求的增加會拉動區(qū)域經(jīng)濟的增長。但是，長短期因果檢驗結果顯示，居民收入增加不是經(jīng)濟增長的原因，也就是說，居民收入的增加對經(jīng)濟增長沒有顯著的促進作用。究其原因，可能有兩個方面。其一，居民收入的增加對居民的消費需求并沒有產(chǎn)生顯著的促進作用。也就是說，伴隨著收入的增加，居民的消費需求并沒有顯著的增加，居民可能出于預防性儲蓄的考量而將部分收入儲蓄起來。從統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，伴隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國城鄉(xiāng)居民存款由1978年的210.6億元增加到2008年的21.8萬億元，增加了近1 034倍，年平均增長達到25.6%。圖3反映的是我國城鄉(xiāng)人均儲蓄和城鎮(zhèn)人均可支配收入的變動趨勢，從中可以看出兩者變動方向和趨勢比較一致，兩者的相關系數(shù)測試的結果為0.98以上。這在很大程度上說明，隨著居民收入的增加，我國城鄉(xiāng)居民的儲蓄也在不斷增加，從而導致居民收入增加對居民消費需求沒有產(chǎn)生顯著的影響。其二，雖然居民消費需求增加了，但居民的消費需求結構并不適應經(jīng)濟發(fā)展的需要，從而導致需求的增加并沒有有效地促進經(jīng)濟的增長。

圖3 我國城鄉(xiāng)人均儲蓄和城鎮(zhèn)居民人均收入變化圖（元）

五、脈沖響應函數(shù)和方差分解分析

Granger因果關系檢驗從統(tǒng)計意義的角度探討變量之間因果流在某個方向的存在性，脈沖響應函數(shù)和方差分解則可以將VAR模型所包含的經(jīng)濟意義較為完整而細膩地表達出來，進而體現(xiàn)出超越Granger檢驗的觀測。脈沖響應函數(shù)描述了一個內(nèi)生變量對來自另一個內(nèi)生變量的一個單位變動沖擊所產(chǎn)生的響應，可提供受沖擊所產(chǎn)生響應的正負方向、調整時滯和穩(wěn)定過程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的廣義脈沖響應函數(shù)進行分析，從而避免了以往研究中經(jīng)常采用的Cholesky分解技術存在的對沖擊識別的任意性和結果對變量排序的依賴性[12]。

圖4 LGDP沖擊導致的LHED響應

圖5LINC沖擊導致的LHED響應

圖4 和圖5為經(jīng)濟增長和居民收入的脈沖所導致的高等教育發(fā)展的響應結果。圖中縱軸表示響應數(shù)值，橫軸為滯后期間數(shù)，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。由圖4可見，我國高等教育發(fā)展（LHED）對經(jīng)濟增長（LGDP）變動的反應很敏感，雖然反應的程度不大。從長期來看，LGDP在長期內(nèi)對LHED產(chǎn)生了持續(xù)正向效應，說明經(jīng)濟增長在一定程度上促進了高等教育的發(fā)展，長期的正向促進效應大于短期的正向促進效應。由圖5可見，我國高等教育發(fā)展（LHED）對居民收入（LINC）變動的反應很敏感，從長期來看，居民收入在長期內(nèi)對高等教育規(guī)模產(chǎn)生了正向效應，說明居民收入的增加促進了高等教育的發(fā)展。

圖6 LGDP沖擊對LHED的貢獻

圖7 LINC沖擊對LHED的貢獻

方差分解通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，可以給出對系統(tǒng)中變量產(chǎn)生影響的每一個隨機擾動相對重要性的信息。其做法是，通過將一個變量的均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量的隨機沖擊所做的貢獻，然后計算出每一個變量沖擊的相對重要性，即變量沖擊的貢獻占總貢獻的比例。從圖6可以看出，經(jīng)濟增長（LGDP）對高等教育發(fā)展（LHED）的影響是一個逐漸上升過程，在第10期達到40%左右。這表明，在長期均衡中，經(jīng)濟增長對高等教育發(fā)展的影響不僅是短期的而且是長期的，短期影響比較小而長期的影響比較大。從圖7可以看出，居民收入增加（LINC）對高等教育發(fā)展（LHED）的影響既是短期的也是長期的，盡管長短期影響比較小。從貢獻度比較來看，經(jīng)濟增長對高等教育發(fā)展的貢獻度大于居民收入對高等教育發(fā)展的貢獻度。

六、結論與政策建議

本文運用VAR模型對我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入三者之間的關系進行了實證檢驗，得到三個結論。（1）高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長、居民收入之間存在較強的相關關系，盡管各自的增長是非穩(wěn)定的，但從長期看，它們之間構成了長期的均衡關系。（2）Granger因果關系檢驗結果表明，從長期來看，經(jīng)濟增長和居民收入是高等教育發(fā)展的原因，高等教育發(fā)展和經(jīng)濟增長是居民收入的原因，但高等教育發(fā)展和居民收入不是經(jīng)濟增長的原因；從短期看，經(jīng)濟增長是影響高等教育發(fā)展的原因，而反向的因果關系不存在。經(jīng)濟增長是影響居民收入變化的原因，但居民收入?yún)s不是經(jīng)濟增長的原因。高等教育發(fā)展與居民收入互為非Granger原因。（3）脈沖響應函數(shù)和方差分解分析表明，經(jīng)濟增長和居民收入對高等教育發(fā)展都產(chǎn)生了持續(xù)的促進作用，但兩者的影響程度不同，經(jīng)濟增長對高等教育發(fā)展的影響比較明顯。

根據(jù)研究結論，可以得到一些有意義的政策啟示。

首先，由于我國高等教育發(fā)展與經(jīng)濟增長還沒有形成良性互動的關系，說明高等教育服務經(jīng)濟發(fā)展的能力還比較弱。因此，我國高等學校需要通過不斷完善教學內(nèi)容和管理模式來提高其服務于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的能力，同時需要改革和完善用人制度。具體來說，高等學校必須充分研究和抓住市場，需要根據(jù)地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展需求、產(chǎn)業(yè)結構和自身優(yōu)勢調整專業(yè)學科及課程設置，并從理論知識、實踐創(chuàng)新能力和道德素養(yǎng)等方面提高人才培養(yǎng)的質量，為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展培養(yǎng)出更多的實用性人才，從而盡快且最大限度地發(fā)揮出高等教育對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的推動作用。

其次，短期內(nèi)高等教育發(fā)展與居民收入之間沒有形成良性的互動關系。因此，政府部門在進行高等教育發(fā)展的規(guī)劃時，一方面要考慮盡可能滿足人民群眾的高等教育需求（由人們的收入水平和生活水平所決定），另一方面也要充分考慮經(jīng)濟發(fā)展對人才的容納能力（未來可能提供的就業(yè)機會）。只有綜合、均衡地考慮這些因素，高等教育發(fā)展才能達到一個最佳的規(guī)模，既不會“教育不足”滿足不了經(jīng)濟發(fā)展和人民群眾的需求，同時又不會“教育過度”造成大學生就業(yè)困難、文憑貶值。

再次，由于我國居民收入的增加對經(jīng)濟增長的促進作用不顯著，主要原因可能在于居民較強的儲蓄意愿所導致的高儲蓄率以及居民消費結構需要調整與升級，因此，政府應該從這兩個方面入手制定相關政策以促進居民增加消費并改善消費結構。具體來說，政府要不斷改革和完善社會保障體制和醫(yī)療體制，發(fā)展社會公共事業(yè)，推動居民儲蓄轉化為消費；調整消費政策，培育新的消費熱點和消費方式；降低居民購車、買房及其他消費門檻，引導城鄉(xiāng)居民加大在居住、交通、通訊、教育文化等領域的消費力度；整頓市場經(jīng)濟秩序，增強消費信心，完善信用體系，促進居民消費結構升級。

注釋：

①VAR有很多特點：模型不以嚴格的經(jīng)濟理論為依據(jù)；模型所解釋變量中不包括任何當期變量；模型對參數(shù)不施加零約束；模型預測方便、準確；可做Granger檢驗、脈沖響應分析、方差分析。由于這些特點，VAR模型在經(jīng)濟問題分析中得到了廣泛運用。

②由于數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理，因此各變量前的參數(shù)即為各自的產(chǎn)出彈性。

③相關內(nèi)容見張曉峒（2002）和王少平（2003）。

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［責任編輯：秦興?。?/p>

Research on the Relationship between the Development of Higher Education，Economic Growth and Income——An Empirical Test Based on VAR Model

DAI Kui-zao
（Economics&Management School/Southwest Institute for Urban and Regional Development，Guangxi Normal University，Guilin 541004，China）

Based on the VAR Model，this article analyzes the relationship between higher education development，economic growth and income in China.The results show that there is long-run equilibrium relationship among the three.From the long term，the income and economic growth is Granger cause of higher education development，and higher education development and economic growth is cause of income.However，and the higher education scale and income is cause of economic growth.From the short term，economic growth is cause of higher education development，and economic growth is cause of income，however，it's the not same the other way round.Moreover，the higher education scale and income is not reciprocal cause.Therefore government should adopt relevant measures for the coordination and sustainable development of higher education，economic growth and income.

higher education development；economic growth；income；VARmodel

book=1,ebook=206

G40-054

A

1008－7362（2010）03－0001－07

2010－06－10

本文是戴魁早主持的廣西哲學社會科學項目（08FJ Y023）與廣西師大博士科研啟動基金的階段性研究成果

戴魁早（1974－），男，湖南衡陽人，廣西師范大學經(jīng)濟管理學院/西南城市與區(qū)域發(fā)展研究中心副教授，經(jīng)濟學博士，研究方向是教育經(jīng)濟學與產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學。