１研究方法

總體上看，為了解哪些因素直接影響高校畢業(yè)生出國留學人數(shù)，基于之前的研究以及數(shù)據(jù)可得性，本文收集并分析了我國最近２４年有關的宏觀數(shù)據(jù)，并對時間序列加以統(tǒng)計分析。

１．１數(shù)據(jù)采集和整理

從歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國教育統(tǒng)計年鑒》中采集１９８７年至２０１０年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、歷年本科畢業(yè)人數(shù)、歷年研究生畢業(yè)人數(shù)、出國留學人數(shù)、城鎮(zhèn)居民登記失業(yè)率等數(shù)據(jù)，并對其中的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入原始數(shù)據(jù)，利用歷年ＣＰＩ指數(shù)調整為以２０１０年為基期的實際人均可支配收入。再利用國家外匯管理局發(fā)布的匯率數(shù)據(jù)，將上述數(shù)據(jù)轉換成以２０１０年為基期的以美元計的實際人均可支配收入。

１．２統(tǒng)計方法說明

通過對調整后的宏觀數(shù)據(jù)進行分析，我們試圖建立一個計量模型對出國留學人數(shù)進行度量。其中被解釋變量Ｙ表示出國留學人數(shù)，解釋變量Ｘ１表示標準化后的人均可支配收入（經濟因素ＳｔａｎｄａｒｄＰＤＩ），解釋變量Ｘ２表示本科和研究生畢業(yè)人數(shù)（人口因素Ｐｏｐｕｌａｔｉｏｎ），解釋變量Ｘ３表示失業(yè)率（就業(yè)情況Ｕｎｅｍｐｌｏｙｍｅｎｔ）。試用一般線性回歸模型Ｙ＝β０＋β１Ｘ１＋β２Ｘ２＋β３Ｘ３＋μｉ時發(fā)現(xiàn)存在顯著的異方差性，但若對所有變量取對數(shù)則能通過Ｗｈｉｔｅ檢驗。為判斷時間序列數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，進行了ＡＤＦ單位根檢驗。結果表明：雖然ＬｎＹ、ＬｎＸ１、ＬｎＸ２、Ｘ３都是非平穩(wěn)序列但存在一個單位根且都是一階單整序列Ｉ（１）。故將回歸模型改為：ｌｎＹ＝β０＋β１ｌｎＸ１＋β２ｌｎＸ２＋β３Ｘ３＋ｕｉ為了能確認變量之間存在的長期均衡的關系，由于時間序列存在單位根且同階，進行了Ｊｏｈａｎｓｏｎ協(xié)整分析。結果表明：模型中的四個一階單整序列存在協(xié)整關系。對存在的協(xié)整關系，進一步使用Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗，以便了解人均可支配收入、高校畢業(yè)生人數(shù)和城鎮(zhèn)居民失業(yè)率的變化是否的確形成出國留學人數(shù)變化的原因。結果表明修改后的回歸模型十分合理。對于已然合理假設的回歸模型，采用ＤＯＬＳ方法對調整后的樣本數(shù)據(jù)進行協(xié)整回歸分析后得到：出國留學人數(shù)可從該回歸方程得到９９．３２％的解釋，說明解釋變量的選取十分合理，且從長期均衡的角度看，相較于高校畢業(yè)生人數(shù)，就業(yè)情況和經濟因素對出國留學人數(shù)有著更大的影響。

２統(tǒng)計分析及其結論

２．１回歸模型的設定

若采用一般線性回歸模型Ｙ＝β０＋β１Ｘ１＋β２Ｘ２＋β３Ｘ３＋ｕｉ，其中ｕｉ為隨機擾動項，通過Ｗｈｉｔｅ檢驗發(fā)現(xiàn)ｐ值為０．０４６４，在５％顯著性水平下拒絕原假設。說明該線性回歸模型存在異方差性，只能否定此模型。為消除異方差性，將Ｙ、Ｘ１、Ｘ２、Ｘ３分別取對數(shù)并再次進行Ｗｈｉｔｅ檢驗。再進行ＡＤＦ單位根檢驗，結果如表２所示。發(fā)現(xiàn)變量ｌｎＹ、ｌｎＸ１、ｌｎＸ２、ｌｎＸ３、Ｘ３在一階差分后平穩(wěn)。故考慮設立回歸模型ｌｎＹ＝β０＋β１ｌｎＸ１＋β２ｌｎＸ２＋β３Ｘ３＋ｕｉ，其中ｕｉ為隨機擾動項。

２．２回歸模型合理性的檢驗

２．２．１單位根檢驗

雖然ｌｎＹ、ｌｎＸ１、ｌｎＸ２、Ｘ３都是非平穩(wěn)序列，但存在一個單位根，都是一階單整序列Ｉ（１）。

２．２．２協(xié)整檢驗

對于上述四個一階單整序列，采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ協(xié)整檢驗法考察它們之間的協(xié)整關系。從協(xié)整檢驗結果可以看出，在顯著性水平為５％的條件下，模型中的四個一階單整序列之間存在協(xié)整關系。

２．２．３Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗

為了進一步驗證回歸模型假設的合理性，對其中的四個變量進行Ｇｒａｎｇｅｒ因果檢驗。在顯著性水平為５％的條件下可知，ｌｎＸ１、ｌｎＸ２、Ｘ３都是ｌｎＹ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因。

２．３模型的估計和檢驗

利用已假設的回歸模型，對調整過的數(shù)據(jù)利用Ｅｖｉｅｗｓ軟件并采用ＤＯＬＳ方法對樣本數(shù)據(jù)進行協(xié)整回歸方程的估計。ｌｎＹ＝０．３７９２９ｌｎＸ１＋０．１９１６１６ｌｎＸ２＋１．０００８６９Ｘ３＋１．８９７７６７從表５可見，協(xié)整回歸方程的系數(shù)均為顯著的。再對殘差ｕｉ進行ＡＤＦ單位根檢驗，由于ｐ值為０．００１１＜０．０５，可認為殘差序列ｕｉ是平穩(wěn)的，故該回歸結果合理。Ｃｅｎ－ｔｅｒｅｄＶＩＦ值全部在１０附近，說明各變量之間不存在明顯的共線性。Ｄ－Ｗ統(tǒng)計量為２．２４６０９５，說明該回歸方程不存在明顯的自相關。調整后的Ｒ－ｓｑｕａｒｅｄ值為０．９９３２７５，說明出國留學的人數(shù)可以從該回歸方程得到９９．３２％的解釋，說明解釋變量的選取十分合理。從長期均衡的協(xié)整回歸方程可以知道，標準化的人均可支配收入每增加１％，出國留學人數(shù)增加０．３７９２９％；本科和研究生畢業(yè)人數(shù)每增加１％，出國留學人數(shù)增加０．１９１６１６％；失業(yè)率每增加１，出國留學人數(shù)增加１．０４７７％。說明相較于高校畢業(yè)生人數(shù)，就業(yè)情況和經濟因素對出國留學人數(shù)有著更大的影響。

３政策建議

綜合以上分析可以看出，中國國內比較嚴峻的就業(yè)形勢是對中國高校學生出國留學傾向影響最大的因素。中國人口眾多，在校學生規(guī)模和每年畢業(yè)大學生的規(guī)模都居世界首位，而我國現(xiàn)實社會中可以提供的工作崗位遠遠不能滿足畢業(yè)大學生求職的需求，特別是我國經濟運行體中低附加值的產業(yè)占多數(shù)，這些產業(yè)部門對勞動力素質的要求并不高，大量廉價的農村剩余勞動力的存在即可滿足其需求，因此，它們也不能為大學生提供大量可供選擇的就業(yè)機會。此外，中國高等教育的總體辦學質量與發(fā)達國家之間也存在著較大差距。英國《泰晤士報高等教育副刊》于２０１１年１０月６日發(fā)布了一個世界大學排行榜，美國大學和英國大學分別以７席和３席囊括了排名榜的前１０位；在前２００名的大學榜單上，美國和英國的大學分別占了７５席和３２席，而中國大陸只有北京大學（排名第４９位）、清華大學（排名第７１位）和中國科技大學（排名第１９２位）３所大學進入其中。知識經濟時代，人力資本在個人就業(yè)競爭力中的作用日益重要。在越來越多的高校畢業(yè)生找不到理想工作、就業(yè)形勢日趨嚴峻的情況下，越來越多的中國學生希望通過海外留學的方式享用發(fā)達國家高質量的高等教育成果，為其未來回國就業(yè)與發(fā)展增加競爭砝碼，或者就通過留學途徑直接尋找在國外就業(yè)的機會。不少學生及其家庭都是將就業(yè)回報作為投資教育的最重要衡量標準的。經濟因素則是影響出國留學傾向的第二大原因。經濟實力在很大程度上不但決定了學生個體出國的傾向，也影響著整個國家教育服務貿易。改革開放以來中國經濟的快速發(fā)展和人們收入水平的普遍提高，使得很多一般家庭也能夠承擔起子女自費出國留學的費用，很多學生及其家長都希望在家庭經濟所能承擔的范圍內通過留學海外讓學生更多地了解外面的世界，增長見識。此外，中國高校在校生就讀人數(shù)的局限性在一定程度上也影響了出國留學傾向。

改革開放以來，盡管中國高等教育在不斷發(fā)展，高校招生規(guī)模也在不斷擴大，但由于中國人口基數(shù)大，大學特別是好大學的招生人數(shù)與學生就讀的需求相比還是有很大差距的，２０１０年中國高校毛入學率才達２４％，這就使得一部分學生在無法進入自己想去的國內大學就讀的情況下只好選擇了海外留學。透過以上這些影響高校學生出國傾向的因素統(tǒng)計學分析，我們可以推知，要想促進我國高等教育服務貿易出口的發(fā)展、扭轉中國高等教育服務貿易長期逆差的現(xiàn)象，需要從以下幾個方面努力：（１）通過深化改革、加速我國經濟發(fā)展的方式為大學生就業(yè)提供出更多的可供選擇的工作崗位。（２）通過優(yōu)化我國經濟發(fā)展的產業(yè)結構、增加產品與服務的附加值的方式，為大學生就業(yè)提供更多的非體力勞動的職業(yè)崗位。（３）通過繼續(xù)推動我國高等教育規(guī)模發(fā)展的方式，為更多的需要就讀大學的國內學生提供進入大學的機會和可能。（４）以大力推動我國高等教育質量的發(fā)展方式，以高質量的國內高等教育服務留住眾多的需要接受良好教育的中國大學生和吸引更多的國外留學生來華留學。只有妥善解決了這些問題，提高中國教育服務貿易出口和競爭能力、減少逆差才有可能實現(xiàn)，否則，中國高等教育服務貿易的巨大逆差現(xiàn)象就很難得到扭轉和改變。

作者：張雪 曾子悅 車悅章 單位：上海對外經貿大學商務信息學院