【摘要】從地區(qū)間的差異看來，失業(yè)問題并不是報考研究生人數(shù)增加的主要條件，這與人們普遍的認識大相徑庭，但考慮到失業(yè)的影響主要在影響人們的“預(yù)期”上，而截面數(shù)據(jù)不能很好的反映這一因素，因此今后還需要對時間序列再做分析，或是使用面板數(shù)據(jù)進行分析，才能得出相關(guān)的結(jié)論。

一、樣本選擇

我國恢復(fù)研究生招生時間較短，尤其是這一段時間中研究生招生政策，培養(yǎng)政策，分配政策等都發(fā)生了重大變化，從1998年全國不再對大學(xué)生直接進行分配以后相關(guān)政策才逐漸穩(wěn)定下來，如果采用時間序列數(shù)據(jù)，有用的樣本較少，不利于進行分析。因此本文采用了不同省、市、自治區(qū)報名人數(shù)的截面數(shù)據(jù)進行分析。在針對不同省份報名人數(shù)的分析中，考慮了如下的幾個變量:1.人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。考慮到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的重要指標，而一個地區(qū)的經(jīng)濟水平又會影響到其科學(xué)文化水平，進一步對當?shù)氐慕逃胶褪芙逃睦砟町a(chǎn)生影響。同時經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的高生活水平又會帶來高的消費水平，進而使大學(xué)畢業(yè)生的生活負擔加重，促使他們繼續(xù)深造。從直觀上來理解，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長會使得對研究生學(xué)歷的需求增加，以表現(xiàn)為研究生報考人數(shù)的增加。2.高等院校畢業(yè)生人數(shù)。以應(yīng)屆畢業(yè)生身份報考研究生的人數(shù)是總報考人數(shù)中所占比重最大的，所以預(yù)期畢業(yè)生人數(shù)也會對報考人數(shù)產(chǎn)生正的影響，由于大學(xué)生考研報名往往在大四上學(xué)期，因此這里選用的是報考后一年的大學(xué)畢業(yè)生人數(shù)。3.城鎮(zhèn)登記失業(yè)率。歷屆報考的部分考生中有相當一部分是屬于失業(yè)人口，而且失業(yè)率代表了一個地區(qū)的經(jīng)濟形勢，惡劣的經(jīng)濟形勢會刺激大學(xué)畢業(yè)生選擇繼續(xù)學(xué)業(yè)而不是立刻投入職場。因此預(yù)期失業(yè)率的上升會使研究生的報考人數(shù)增加。在模型的選擇上，由于缺乏先驗信息，因此采用簡單的多元線性回歸模型:Y=α+βX1+γX2+λX3+u其中:Y--2004年各地市報考研究生人數(shù)，LnY為其自然對數(shù)X1--為2004年按現(xiàn)價計算的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，單位元，LnX1為其自然對數(shù)X2--為2005年普通本、專科畢業(yè)生數(shù)，單位人，LnX2為其自然對數(shù)X3--2004年城鎮(zhèn)登記失業(yè)率，為百分比，LnX3為其自然對數(shù)

二、模型的估計與分析

首先對初始設(shè)定的簡單多元線性回歸模型進行最小二乘估計，得到以下結(jié)果:^Y=14078.75+2.007095X1+0.205802X2+8213.762X3在這一模型中，失業(yè)率系數(shù)并不顯著，而且從以下的相關(guān)系數(shù)矩陣(表一)中看出不顯著并不是由于多重共線性的影響，因此決定舍棄這一因素，重建模型。表1相關(guān)系數(shù)矩陣新模型為Y=α+βX1+γX2+u，用最小二乘法進行回歸，估計的模型為:^Y=-20648.34+2.195504X1+2.195504X2(8313.646)(0.407914)(0.063473)t=(-2.483668)(5.382277)(3.210072)R2=0.645886R20.620592F=25.5353DW=1.683079從模型中可以看出，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高與高校應(yīng)屆畢業(yè)生人數(shù)的增加均會使研究生報考人數(shù)增加，這符合之前的推斷，也符合人們直觀上的感受。經(jīng)過檢驗，認為上述方程可以較好的說明研究生報考人數(shù)受到人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與高校應(yīng)屆畢業(yè)生人數(shù)的影響情況。但是模型調(diào)整后的可絕系數(shù)為0.620592，說明模型的擬和效果并不好，因此改用雙對數(shù)模型建模，即:LnY=α+βLnX1+γLnX2+λLnX3+u用最小二乘法進行回歸，估計后得到的模型如下:L^nY=-9.220741431+0.568086206LnX1+1.243153039LnX2-0.2767271816LnX3可以看出，調(diào)整后的可絕系數(shù)為0.882956，比之前的0.620592已經(jīng)大有改進，對于有無改用雙對數(shù)模型的必要，因為兩類模型的解釋變量量不同，為了方便比較，這里先用Box-Cox變換對被解釋變量進行變換，通過比較兩個模型RSS的大小來進行判斷。首先求Y序列的幾何均值記為Y，3再生成序列Y1，其中，Y3=exp(1nΣYi)，Y1i=YiY3。再對序列Y1，LnY1分別進行回歸，取統(tǒng)計量12nInRSS2RSS1=51.041227.344435=6.9496，這一統(tǒng)計量服從自由度為一的開方分布，此時，在顯著性水平為5%時，x20.05(1)=3.84146<6.949，說明雙對數(shù)模型的RSS顯著小于簡單線性模型，故采用雙對數(shù)模型。由于LNX3系數(shù)的t值較小為-0.688251，而p值也為0.4972，說明系數(shù)不顯著，因此去掉這一變量再做回歸，求得新的模型為:L^nY=-9.980809+0.612166LnX1+1.240876LnX2(1.698116)(0.183556)(0.096132)t=(-5.877579)(3.335036)(12.90813)R2=0.892812R2=0.885156F=116.6121DW=1.480957調(diào)整后的可絕系數(shù)為0.885156，說明模型的擬合效果較好。從相關(guān)系數(shù)矩陣(表1)中可以看出，兩變量LnX1、LnX2之間相關(guān)性不明顯，因此模型不存在多重共線性的問題。通過White檢驗，得到nR2=5.382767，而在5%的顯著性水平下，查表得到x20.05(28)=41.3372，有nR2

三、結(jié)論及評價

①人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與高校應(yīng)屆畢業(yè)生人數(shù)在相對水平上的增加均會使研究生報考人數(shù)增加，但5_蘈___是失業(yè)率對研究生報考的影響不大。②通過比較可以發(fā)現(xiàn)，應(yīng)屆大學(xué)畢業(yè)生的增加是研究生報考人數(shù)增加的主要因素，高校擴招造成了對研究生教育需求的增加，而且擴招幅度越大，本科學(xué)歷貶值越嚴重，本科畢業(yè)生的競爭壓力也越大，會迫使一部分本打算畢業(yè)后工作的學(xué)生轉(zhuǎn)向繼續(xù)追求深造。因此這也是畢業(yè)生這一影響因素的彈性系數(shù)大于1的原因。③一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平對研究生報考人數(shù)也有影響，一方面經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的高學(xué)歷人員比重大，另一方面高學(xué)歷人員的創(chuàng)造力強，能給經(jīng)濟帶來活力，關(guān)于這兩個因素之間相互作用的分析，還可以使用格蘭杰因果分析對的方法對時間序列進行分析，鑒于這里是截面數(shù)據(jù)，本文不再提及。