教育消费论文：教育改革对居民消费的启发.doc

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2、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，由于受到文化大革命的影响，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。

3、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

4、。　　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．

5、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

6、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LNN

7、HEE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

8、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