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随着我国经济社会迅速发展和产业结构调整优化，高等教育发展与产业结构升级之间的关系越来越引起社会学家和经济学家关注（王学文、马晓国，2009；邵国良、王满四，2012）。 目前，学术界就高等教育发展与产业结构升级之间的关系存在两种不同的观点。一种观点认为，高等教育可以通过人力资本投资，促使人们获得知识、提高技能，从而增强一国企业的劳动生产率和技术创新能力，推动其国内产业结构优化升级。如陈伟、马一博（2011）利用 2005-2009 年间的数据，分析了研究生对三大产业绩效的关联度，结果发现研究生的培养会严重影响第二产业和第三产业的发展。李业明（2012）通过对广东省高等教育发展与产业结构升级之间的关系研究，发现高等教育发展与产业结构升级之间存在长期稳定的均衡关系， 高等教育的发展有利于产业结构的优化升级。
而另一种观点认为：当高等教育发展过快、比重过大，超越产业结构调整优化阶段时，会导致大量劳动者无法顺利就业，形成结构性失业，进而不利于产业结构的优化升级；或者高等教育发展严重滞后于产业结构发展时，也会阻碍产业结构的进一步优化。 如刘瀑（2010）认为目前河南省高等教育规模和层次结构远远不能满足其产业结构调整对高级人才的需求，进而不利于河南产业结构的进一步调整优化。 陈晋玲（2012）对 J 省高等教育、产业结构与经济增长之间的关系进行研究，发现 J 省高等教育结构层次不合理，与其产业结构不相适应，导致高等教育促进产业结构调整优化的机制仍未形成。
学术界现有研究成果为后期研究提供了可供借鉴的理论和实践价值，促进了高等教育发展与产业结构升级关系领域的研究进展，但目前尚没有学者从人力资本视角就高等教育发展与产业结构升级之间的关系进行长期和短期的分析。笔者拟通过协整分析、VAR 模型回归估计、脉冲响应分析、方差分解和 Granger 因果关系检验，实证分析我国高等教育发展与产业结构升级之间的关系，以期为促进我国高等教育发展、产业结构升级提出政策建议。
一、我国高等教育及产业结构发展现状
近年来，我国高等教育取得较大发展的同时，产业结构也得到了一定调整。图 1 显示了 1998-2012 年我国高等教育及产业结构发展状况。【1】
从图 1（a）可以看出，我国高等教育投入经费从 1998 年的598.12 亿元迅速攀升至 2012 年的 8412.67 亿元，年均增长率达到20.78%； 专科生毕业人数从 1998 年的 42.52 万人逐年上升至2012 年的 320.89 万人，年均增长率达到 15.53%；本科生毕业人数从 1998 年的 40.47 万人逐年上升至 2012 年的 320.89 万人，年均增长率达到 15.49%；研究生毕业生人数从 1998 年的 4.71 万人迅速上升至 2012 年的 48.65 万人，年均增长率达到 18.15%。 这可能得益于 1999 年我国教育部出台的《面向 21 世纪教育振兴行动计划》，计划提出了自 1999 年开始的高等教育不断扩大招生人数的教育改革政策， 这在促使我国高等教育投入经费迅速增长的同时，专科、本科及研究生的毕业人数也大幅增加。
从图 1（b）可以看出，1998-2012 年间我国产业结构变化不显着。 其中，第二产业比重一直维持在 45%左右；第一产业比重从1998 年的 17.56%略微下降至 2012 年的 10.08%； 而与之相反的是，第三产业比重从 1998 年的 36.23%小幅上升至 2012 年的44.65%。 这说明近年来我国产业结构调整主要发生在第一产业和第三产业之间，可能原因在于，随着我国高等教育的发展，大量本科生、研究生毕业后就业，为第三产业提供了高素质的人力资本，进而促进第三产业比重的提高。 然而，第三产业比重上升幅度较小，说明高等教育对我国产业结构调整优化的幅度仍然很有限。
二、指标及变量描述
产业结构升级主要表现在产业结构重心由第一、第二产业向第三产业逐渐转移的过程。而产业结构高级化是指随着经济不断增长，产业结构由低层次向高层次发展演变的过程，主要体现为三次产业比重沿着第一、二、三产业的顺序不断上升。 因此，部分学者采用产业结构高级化来衡量一国产业结构升级过程 （付凌晖，2010；干春晖，2011）。
根据三次产业划分将 GDP 分为 3 个部分， 每一个部分增加值占 GDP 的比重作为空间向量中的一个分量， 从而构成一组 3维向量 X=（a，b，c），其中 a、b、c 分别为第一、二、三产业占 GDP的比重。 然后，分别计算向量 X=（a，b，c）与由低层次到高层次排序的向量 X1=（1，0，0）、X2=（0，1，0）、X3=（0，0，1）的夹角 θ1、θ2、θ3。
则产业结构高级化指数的定义为公式（1）：【2】
三、模型设定和数据来源
1.模型设定
为了研究高等教育发展对我国产业结构升级的影响，我们将前文计算出的产业结构高级化指数作为被解释变量，将高等教育投入经费、高等学校毕业生人数作为解释变量，特设定以下计量模型（2）：STR＝α1HEE＋α2HES＋ε （2）其中，STR 为产业结构高级化指数，由公式（1）计算得；HEE为高等教育投入经费；HES 为高等学校毕业生人数， 用专科生、本科生、研究生毕业人数之和表示。 ε 为随机误差项。
2.数据来源
笔者所采用的 1998-2012 年第一、二、三产业生产总值及国内生产总值数据来源于《中国统计年鉴》，高等教育投入经费及专科、本科、研究生毕业生人数来源于《中国教育经费统计年鉴》。为消除价格因素带来的误差，第一、二、三产业生产总值及国内生产总值均用国内生产总值折算指数换算成实际价格；高等教育投入经费用消费者物价指数换算成实际价格。为避免数据剧烈波动和消除异方差，我们对各时间序列变量取对数。本文使用的计量分析软件为 Eviews6.0。
四、实证研究
1.平稳性检验
在分析时间序列的经济变量时，如时间序列非平稳，尽管回归结果显着，也只能反映时间序列变量共同随时间增长的趋势，并不能反映变量之间的实质关系，并会导致“伪回归”。 为了避免非平稳的时间序列的“伪回归”现象，我们先对变量进行单位根检验，检验各个时间序列是否为同阶单整。下面利用 ADF 单位根检验方法对产业结构高级化指数、高等教育投入经费和高等教育毕业生人数做平稳性检验。 具体单位根检验结果见表 1。【3】
由表 1 的检验结果可知，原始序列 HEE、HES 及 STR 的ADF 检验值均大于 10%水平的 MacKinnon 临界值， 不能拒绝原假设 H0：ρ＝1， 即原始序列存在单位根 。 我们对原始序列 HEE、HES 及 STR 进行一阶差分后 ，得到△HEE、△HES 和△STR，再对其进行 ADF 检验， 检验值均小于 1%水平下的 MacKinnon 临界值， 说明△HEE、△HES 和△STR 均在 1%水平下拒绝原假设H0：ρ＝1，原始序列一阶差分后均不存在单位根 ，即为一阶单整 。因此，可以对各个时间序列变量做协整检验。
2.协整检验 协整关系是指变量之间的线性组合存在长期的均衡关系，只有存在长期均衡关系的变量之间的回归，才不会出现虚假回归现象，回归结果才是真实有效的。 协整检验要求各时间序列变量要具有相同的单整阶数， 根据单位根检验的结果， 本文所考察的STR、HEE、HES 均是一阶单整时间序列 ，因此 ，我们将采用协整检验的 Johansen 检验方法对 STR、HEE、HES 之间长期均衡关系进行协整分析。 具体协整检验结果见表 2。【4】
由表 2 的检验结果可知，STR 与 HEE、HES 变量之间在 5%的显着水平下存在 1 个协整关系，由此我们可以认为各个变量之间存在长期均衡关系，使用这些变量进行回归不会出现伪回归现象，相关变量的协整方程见式（3）：【5】
由 STR 与 HEE、HES 的协整方程可以看出， 高等教育投入经费 HEE、 高等教育毕业生人数 HES 对产业结构高级化指数STR 的 回 归 系 数 分 别 为 -0.024、0.003，HEE、HES 系 数 分 别 在5%、1%水平下显着。 这说明，长期来看，高等教育投入经费制约着我国产业结构由第一、 第二产业向第三产业转移的调整优化；而高等教育毕业生人数却促进了我国产业结构的优化升级。可能原因在于，尽管近年来我国高等教育经费迅速增长，但仍然存在很多问题，一方面，在我国高等教育办学规模迅速扩大情况下，国家基本建设投入严重缺位导致目前我国高校 2600 多亿元的银行巨额负债；另一方面，我国政府对高等教育的基本拨款模式是“定额拨款+专项拨款”，其中，按生均拨款定额和在校生人数核定和拨付高等学校经费是国家拨给高校运行经费的基本形式，而定额拨款占高等学校人才培养成本的比例明显偏低，生均拨款定额与生均成本差距很大。 如 2012 年教育部直属高校的生均成本为 1.72万元，而生均拨款定额仅为 0.79 万元，只占实际成本的 46%，这严重制约了我国产业结构的优化升级。 然而，高等学校毕业生却能直接为产业结构升级提供人力资本和智力支持，由此带动了我国产业结构的优化升级。
3.VAR 模型
经过平稳性检验和协整关系检验后， 我们就可以建立 VAR模型并对参数进行估计。 在前文基础上， 我们分别利用 STR 与HEE、HES 这组变量建立向量自回归模型，估计结果见表 3。【6】
由表 3 的估计结果可以看出，滞后一期和二期的高等教育投入经费对产业结构高级化有负向制约作用（系数分别为-0.014，-0.052），这种负面效应随着时间的推移会越来越明显。 同时，我们也可以看出，高等教育投入经费对产业结构高级化的短期影响与长期协整关系的制约作用一致。 而与之相反的是，滞后一期和二期的高等教育毕业生人数对产业结构高级化却具有正向作用（系数分别为 0.005、0.001）， 这种促进作用随着时间的推移会越来越微弱。可能原因在于，较之于高等教育投入经费而言，高等教育毕业生人数可以更为直接地为产业结构转型升级提供高质量人力资本，因此，高等教育毕业生人数对我国产业结构升级的促进作用主要表现在短期，而我国高等教育投入经费则体现为长期制约效应。
4.进一步检验
①脉冲响应。 经过 VAR 模型参数进行估计后，我们将 STR与 HEE、HES 这组变量引入 VAR 系统， 对变量标准差新信息对系统的影响方向和程度进行分析，对两组变量进行脉冲响应的比较研究。 图 3 是 STR 与 HEE、HES 的脉冲响应图。【7】
图 3 是分别给 STR 一个 STR、HEE、HES 的标准差冲击的脉冲响应函数图，横轴是响应周期，表示冲击作用的滞后期数（单位：年）。从图 3 可以看出，产业结构高级化 STR 对其自身的反应短期为正、中期为负、长期为零；对高等教育投入经费反应微弱为正；对高等教育毕业生人数反应显着为正，且在第 3 年达到最大值，随后逐年减弱并趋于平稳。 这说明，整体来看，较之于高等教育投入经费而言，高等教育毕业生人数对产业结构高级化的冲击更为强烈，并且这种强烈的正向冲击主要体现在短期。
②方差分解。 为了分析各技术进步的变量标准差新信息对VAR 模型内生变量的相对重要性，将 VAR 系统中内生变量的波动按成因分解成与各个方程新息相互关联的若干个组合部分，我们将通过方差分解进一步考察在各初级产品、工业制成品出口比重的影响因素中各种技术进步的重要性，以期对技术进步对不同部门出口比重的不同作用进行探讨。 表 4 为对 STR 进行 STR、HEE、HES 的方差分解图。【8】
从表 4 可以看出， 产业结构升级主要通过自身的变异来解释，变异的贡献率达到 90%以上。 高等教育毕业生人数也是产业结构优化的重要影响因素，并且随着时间的推移，高等教育毕业生人数对产业结构高级化的贡献呈上升趋势。而高等教育投入经费对产业结构高级化的贡献虽然呈逐年上升趋势，0.2%左右的贡献率表面其对产业机构高级化的贡献十分微弱。
③格兰杰因果。计量经济模型是利用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的依存性问题，然而这种相关关系是否具有因果关系，需要进一步做检验。Granger 因果关系检验就是最常用的方法之一。 因此， 下面将对存在长期协整关系的 STR、HEE、HES 因果关系检验。 具体检验结果见表 5。【9】
由表 5 结果可以看出，高等教育投入经费变化与产业结构高级化并不互为原因，而高等教育毕业生人数变化与产业结构高级化、高等教育毕业生人数变化与投入经费变化均互为原因。 这些说明了，高等教育毕业生在有效促进我国产业结构调整优化的同时，直接引起了我国产业结构的升级；而由于高等教育投入经费不足及财政拨款机制尚存缺陷等原因，使得我国依靠增加高等教育投入经费来带动产业结构调整优化的机制还未形成。
五、结论和政策建议 本文利用我国 1998－2012 各年数据，采用 VAR 模型回归估计方法，基于人力资本视角，从高等教育投入经费、高等教育毕业生人数方面，就高等教育发展对我国产业结构高级化的影响进行了实证检验。 主要研究结论有：首先，高校扩招以来，我国高等教育投入经费、高等教育毕业生人数均迅速增加，而同期我国产业结构变化却并不显着；其次，就高等教育发展对我国产业结构高级化的长期协整分析和短期 VAR 模型回归估计， 结果均显示，高等教育投入经费不利于我国产业结构优化升级，而高等教育毕业生人数却有效促进了产业结构的高级化进程；最后，高等教育投入经费对产业结构调整优化的贡献微弱，也不是我国产业结构高级化的原因，而高等教育毕业生人数在大力促进我国产业结构升级的同时，还是我国产业结构有第一二产业向第三产业实现高级化转移的原因。
针对以上研究结果，本文提出如下政策建议：①加大高等教育经费投入。鉴于我国高等教育生均投入远远低于生均成本的事实， 及由此导致高等教育投入经费制约着我国产业结构调整优化，我们应该加大高等教育经费投入，提高高等教育生均投入，促进我国产业结构高级化；②深化高等教育经费投入机制。 鉴于我国目前高等学校教育经费主要来源于中央财政拨款，而社会性教育投入在教育总投入中的比重依然偏低，我们应该支持民间资本兴办高等学校、职业教育等各类教育机构；③促进人力资本积累。
鉴于高等学校毕业生可以通过人力资本积累，增强企业的劳动生产率和技术创新能力，促进产业结构优化升级。因此，我们应该积极促进高质量人力资本积累， 以加快我国产业结构高级化进程。
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