廣東省高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的影響因素及預(yù)測(cè)研究摘要目前，大部分的高等教育規(guī)模預(yù)測(cè)都集中于全國(guó)范圍，具有宏觀指導(dǎo)作用、規(guī)范化、制度化、社會(huì)化的區(qū)域高等教育規(guī)模預(yù)測(cè)，尚未普遍啟動(dòng)。高等教育規(guī)模綜合反映了人才供給規(guī)模的發(fā)展?fàn)顩r，其形成是一個(gè)非常復(fù)雜的過程，影響因素很多，因此，其預(yù)測(cè)幾乎要牽涉到宏觀體系中的所有指標(biāo)，且涉及到的數(shù)據(jù)體系具有一定的特性，這也給高等教育規(guī)模預(yù)測(cè)建模帶來了一定的難度，使得高等教育規(guī)模預(yù)測(cè)預(yù)測(cè)成為一個(gè)研究難題，引起很多專家和學(xué)者的關(guān)注，也取得了這方面的很多研究成果。本文主要通過對(duì)中國(guó)廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)的變動(dòng)進(jìn)行多因素分析，建立以在校大學(xué)生總數(shù)為應(yīng)變量，以其它可量化影響因素為自變量的多元線性回歸模型，并利用模型對(duì)在校大學(xué)生總數(shù)進(jìn)行數(shù)量化分析，觀察各因素是如何分別影響在校大學(xué)生總數(shù)的。關(guān)鍵詞：廣東省；高等學(xué)校；在校學(xué)生數(shù)；影響因素目錄TOC\o"1-5"\h\z\u引言 1一、廣東省高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的影響因素 1（一）模型設(shè)定 2（二）數(shù)據(jù)的搜集 2（三）模型的估計(jì)與調(diào)整 2（四）結(jié)論 11二、廣東省高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的預(yù)測(cè)研究 11三、結(jié)論 12參考文獻(xiàn) 13致謝 15引言改革開放以來，中國(guó)的教育事業(yè)取得了長(zhǎng)足的發(fā)展，各項(xiàng)教育指標(biāo)都較以往有了很大提高，受教育的人數(shù)也是逐年上升，文盲比例直線下降。隨著有知識(shí)、有文化的人數(shù)的不斷增加，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)也隨之高速發(fā)展，眾多畢業(yè)生們?cè)诟餍懈鳂I(yè)上表現(xiàn)都十分出色，取得了一系列令人矚目的成就。從趨勢(shì)上看，大學(xué)生人數(shù)將會(huì)持續(xù)上升。我國(guó)第六次人口普查數(shù)據(jù)顯示，全國(guó)31省份具有大學(xué)（指大專以上）文化程度的人口近1.2億。同第五次全國(guó)人口普查相比，每10萬人中具有大學(xué)文化程度的由3611人上升為8930人，人數(shù)翻了一倍多。這主要是因?yàn)槲覈?guó)高校從1999年開始大規(guī)模擴(kuò)招。教育部曾指出，2008年全國(guó)各類高等教育在學(xué)人數(shù)達(dá)到2900萬人，毛入學(xué)率達(dá)到23.3%。中國(guó)高等教育規(guī)模居世界首位，已經(jīng)進(jìn)入大眾化階段的歷史跨越。近年來，很多學(xué)者在對(duì)教育、經(jīng)濟(jì)等方面做出了深入的研究，發(fā)現(xiàn)在校大學(xué)生數(shù)和普通高等學(xué)校數(shù)、總?cè)丝跀?shù)二者存在著密切聯(lián)系。在本文站在前人的基礎(chǔ)上，引用計(jì)量的方法，將二者綜合起來對(duì)在校大學(xué)生數(shù)量變動(dòng)的影響情況進(jìn)行探討，同時(shí)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的過程中，人均GDP的增長(zhǎng)，對(duì)在校大學(xué)生的數(shù)量也存在著重要影響，因而本文將人均GDP引入該項(xiàng)目的實(shí)證研究分析。本文主要對(duì)中國(guó)在校大學(xué)生總數(shù)（應(yīng)變量）進(jìn)行多因素分析，并搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，建立模型，對(duì)此進(jìn)行數(shù)量分析。在得到在校大學(xué)生總數(shù)與各主要因素間的數(shù)量關(guān)系后，據(jù)模型方程中的各因素系數(shù)大小，分析各因素的重要性，并找出影響在校大學(xué)生總數(shù)最大的因素。影響在校大學(xué)生總數(shù)變動(dòng)的主要影響因素：人口總數(shù)——這是影響在校大學(xué)生總數(shù)的一個(gè)重要因素學(xué)校總數(shù)——這也是影響在校大學(xué)生總數(shù)的重要因素人均GDP——筆者認(rèn)為這個(gè)因素同樣重要（注：1.由于其他因素或是不好量化，或是數(shù)據(jù)資料難于查找，故為了分析的簡(jiǎn)便，這里僅用此三個(gè)因素來進(jìn)行回歸分析。2.由于研究的是影響在校大學(xué)生的變動(dòng)因素，因此學(xué)?？倲?shù)指廣東省普通高等學(xué)校，不包括其他類別學(xué)校）高等教育規(guī)模預(yù)測(cè)是一個(gè)復(fù)雜的問題，與之相關(guān)的各種因素?cái)?shù)據(jù)存在高度的非線性與不精確性是造成這問題的主要原因。時(shí)間序列分析提供了一套具有科學(xué)依據(jù)的動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)處理方法，通過對(duì)模型的分析和研究，可了解數(shù)據(jù)的內(nèi)在結(jié)構(gòu)和復(fù)雜性，從而達(dá)到預(yù)測(cè)其發(fā)展趨勢(shì)并進(jìn)行必要的控制的目的。一、廣東省高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的影響因素（一）模型設(shè)定其中，Y—在校大學(xué)生總數(shù)（應(yīng)變量）X1——我國(guó)總?cè)丝冢ń忉屪兞浚2——廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)（解釋變量）X3——我國(guó)人均GDP（解釋變量）注：有關(guān)模型的一些假定：（1）假定不考慮學(xué)生轉(zhuǎn)學(xué)的影響。（2）假定各統(tǒng)計(jì)量計(jì)算準(zhǔn)確。（二）數(shù)據(jù)的搜集采用中國(guó)1991年到2015年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。（三）模型的估計(jì)與調(diào)整建立工作文件夾，并輸入上圖數(shù)據(jù)分別做散點(diǎn)圖分析，并建立回歸模型。（其中：用Y表示廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)，用X1表示我國(guó)總?cè)丝?，用X2表示廣東省普通高等學(xué)校總數(shù)，用X3表示我國(guó)人均GDP，共三組），如下：從散點(diǎn)圖的走勢(shì)可知，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與我國(guó)總?cè)丝诔收嚓P(guān)關(guān)系，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)呈正相關(guān)關(guān)系，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與我國(guó)人均GDP呈正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)散點(diǎn)圖顯示的結(jié)果（Y與X1、X2、X3呈現(xiàn)線性關(guān)系），建立回歸模型如下：其中：Yi表示廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)，X1表示我國(guó)總?cè)丝?，X2表示廣東省普通高等學(xué)校總數(shù)，X3表示我國(guó)人均GDP，為干擾項(xiàng)。求回歸方程在EViews命令框中直接鍵入“LSYCX1X2X3”，然后回車，可出現(xiàn)下圖計(jì)算結(jié)果：參數(shù)估計(jì)所建立的回歸方程為：Y=-2319.334+0.011213+1.169374+0.015340t=（-3.624436）（2.303587）（7.471732）（1.263419）=0.985195r-2=0.9830814F=465.8275DW=1.069552模型檢驗(yàn)：1）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)：廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與我國(guó)總?cè)丝诔烧嚓P(guān)，與廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)成正相關(guān)，與我國(guó)人均GDP成正相關(guān)，當(dāng)廣東省普通高等學(xué)校總數(shù)、我國(guó)人均GDP不變時(shí)，我國(guó)總?cè)丝谠黾?單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加0.011213單位；當(dāng)我國(guó)總?cè)丝?、我?guó)人均GDP不變時(shí)，廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)增加1單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加1.169374單位；當(dāng)我國(guó)總?cè)丝?、廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)不變時(shí)，我國(guó)人均GDP增加1單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加0.015340單位，符合現(xiàn)實(shí)意義。2）經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)①總體顯著性檢驗(yàn)（擬合優(yōu)度和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)）：由回歸結(jié)果可知，可決系數(shù)R2=0.985195，r-2=0.9830814與1十分接近，說明模型在整體上對(duì)數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度很好。②回歸系數(shù)顯著性檢驗(yàn)F檢驗(yàn)針對(duì)H0：β1=β2=β3=0，給定顯著性水平α為0.05，在F分布表中查出自由度3和21的臨界值F0.05（3，21）=3.07。由于F=465.8275>3.07，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0，說明回歸方程顯著，即我國(guó)總?cè)丝冢╔1），廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)（X2），我國(guó)人均GDP（X3）對(duì)（Y）廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)有顯著影響。t檢驗(yàn)分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3），給定顯著性水平α為0.05時(shí)，查t分布表得自由度21的臨界值t0.025（21）=1.721。對(duì)應(yīng)統(tǒng)計(jì)量為2.303587，7.471732，1.263419，|t1|，|t2|>t0.025（21）=1.721，通過顯著性檢驗(yàn)，|t3|<t0.025（21）=1.721所以未通過顯著性檢驗(yàn)。3）多重共線性檢驗(yàn)由于R2=0.985195較大且接近1，F(xiàn)=465.8275>F0.05（3，21）=3.07，所以認(rèn)為廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與上述變量總體上線性顯著相關(guān)。但由于X3的參數(shù)估計(jì)值未能通過t檢驗(yàn)，所以認(rèn)為解釋變量間有可能存在多重共線性。第一步：檢驗(yàn)簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)。輸入命令“CORX1X2X3”，得：表中數(shù)據(jù)皆接近于1，可見，我國(guó)總?cè)丝冢瑥V東省普通高等學(xué)校總數(shù)，我國(guó)人均GDP三個(gè)解釋變量間高度相關(guān)，也就是存在嚴(yán)重的多重共線性。第二步：為檢驗(yàn)多重共線性的影響，作如下簡(jiǎn)單回歸：分別作Y與X1，X2，X3的回歸：①輸入命令“l(fā)sycx1”，得：得到回歸方程為：Y=-7085.498+0.063856X（-6.013468）（6.632332）=0.656654DW=0.068647②輸入命令“l(fā)sycx2”，得：得到回歸方程為：Y=-1381.739+1.589832X（-15.81339）（25.05957）=0.964669DW=0.756892③輸入命令“l(fā)sycx3”，得：得到回歸方程為：Y=-6.605519+0.090226X（-0.134447）（19.52673）=0.943111DW=0.223709以上三個(gè)方程根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論和統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)（X2）是最重要的解釋變量（t檢驗(yàn)值=25.05957也最大），從而得出最優(yōu)簡(jiǎn)單回歸方程。逐步回歸將其余變量逐個(gè)引入，并進(jìn)行回歸，結(jié)果如下表：（常數(shù)）（X）（X）（X）-1381.739（-15.81339）1.589832（25.05957）0.964669-3020.909（-9.373004）1.350563（21.26451）0.016005（5.176327）0.984070-2319.334（-3.624436）1.169374（7.471732）0.011213（2.303587）0.0153401.2634190.985159結(jié)果分析：①在最優(yōu)簡(jiǎn)單回歸方程中引入變量X1，使R2由0.964669提高到0.984070，R2值改進(jìn)較大，β1，β2都是正號(hào)是合理的，進(jìn)行t檢驗(yàn)，β1，β2都顯著，從經(jīng)濟(jì)上來看是合理的。因此，可以認(rèn)為X1是“有利變量”，應(yīng)給予保留。②引入變量X3，R2由0.984070提高到0.985159，R2值略有提高，對(duì)其他兩個(gè)解釋變量沒有多大影響，β1，β2，β3都是正號(hào)是合理的，進(jìn)行t檢驗(yàn)，β3不顯著，因此認(rèn)為X3是“多余變量”，應(yīng)從模型中刪除。得到如下結(jié)論：回歸模型以 為最優(yōu)模型。最優(yōu)模型為：Y=-3020.909+1.350563X2+0.016005X1（-9.373004）（21.26451）（5.176327）R2=0.984070F=679.5270DW=1.206228第三步：異方差檢驗(yàn)與修正①先做參數(shù)估計(jì)由上述多重共線性的檢驗(yàn)得，最優(yōu)模型為：Y=-3020.909+1.350563X2+0.016005X1②檢驗(yàn)異方差性White檢驗(yàn)在此處用white檢驗(yàn)，P值都較小，說明模型存在異方差。由以上結(jié)果表明，模型存在異方差。③異方差修正修正結(jié)果如下：第四步：序列相關(guān)性檢驗(yàn)與修正（1）相關(guān)性檢驗(yàn)由參數(shù)估計(jì)所建立的回歸方程為：Y=-2319.334+0.011213+1.169374+0.015340t=（-3.624436）（2.303587）（7.471732）（1.263419）=0.985195r-2=0.9830814F=465.8275DW=1.069552①圖示法我們觀察圖表，殘差的序列圖是帶有循環(huán)性的，ei是在連續(xù)幾個(gè)正值后再連續(xù)，幾個(gè)負(fù)值，認(rèn)為它們之間存在自相關(guān)。②DW檢驗(yàn)由開始的估計(jì)的DW=1.069552，在給定顯著水平，查DW表因?yàn)門=25.k=2得下限臨界值di=1.29，上限臨界值du=1.45。因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)量0<1.069552=DW<di=1.29，則表明存在正自相關(guān)由以上結(jié)果表明，參數(shù)估計(jì)所建立的回歸方程存在正自相關(guān)（2）相關(guān)性修正：科倫-奧科特（迭代法）命令：LSYCX1X2X3AR（1），可得如下結(jié)果：R2=0.986138說明擬合優(yōu)度很高，在顯著水平，T=25，解釋變量的個(gè)數(shù)k=2下，得下臨界值為di=1.29，上臨界值du=1.45，因?yàn)閐u=1.45<DW=1.8226<4-du，根據(jù)判斷區(qū)域知，表明隨即擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)已經(jīng)被消除。由前面可知DW=1.069552，而^=1-DW/2=0.15224β0=-2678.672/（1-^）=-3159.7056由迭代結(jié)果可知：β1=0.01405β3=1.189898β3=0.011994由此我們得到最終廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)變動(dòng)模型為：Y=-3159.7056+0.01405+1.189898+0.011994（-3.690515）（2.539030）（7.362056）（0.935848）R2=0.986138F=337.9147DW=由廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)變動(dòng)模型可知，當(dāng)學(xué)校總數(shù)、人均GDP數(shù)量不變時(shí)，我國(guó)總?cè)丝诿吭黾?單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加0.01405萬人；當(dāng)我國(guó)總?cè)丝?、人均GDP數(shù)量不變時(shí)，學(xué)?？倲?shù)每增加1單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加1.189898萬人；當(dāng)我國(guó)總?cè)丝?、學(xué)校總數(shù)數(shù)量不變時(shí)，人均GDP每增加1單位，廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加0.011994萬人。（四）結(jié)論由上述我們的分析，近年來廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)不斷增加的影響因素主要是：（1）廣東省普通高等學(xué)?？倲?shù)的不斷增加，是促成廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)不斷增加的主要因素；（2）我國(guó)總?cè)丝诘牟粩嘣黾右彩窃斐蓮V東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)不斷增加的動(dòng)力；（3）雖然人均GDP的增長(zhǎng)也在一定程度上促進(jìn)了在校大學(xué)生總數(shù)的不斷增加，但是相比較而言，這一因素的影響力還是有所欠缺的；二、廣東省高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)的預(yù)測(cè)研究對(duì)數(shù)后的序列非平穩(wěn)，再將對(duì)數(shù)后的序列進(jìn)行一階差分，為了更準(zhǔn)備地檢驗(yàn)差分后的序列是否為平穩(wěn)的，我們對(duì)數(shù)據(jù)再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)為平穩(wěn)序列，檢驗(yàn)的標(biāo)準(zhǔn)是Tau檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值小于顯著水平，表中的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在顯著水平a取為0.05時(shí)，可以認(rèn)為未差分前的序列是非平穩(wěn)的，而一階差分后序列中Tau檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.05，因而這些變量是平穩(wěn)的?？傮w而言，高校大擴(kuò)招未能充分考慮到經(jīng)濟(jì)發(fā)展及人才的供給、需求及容納量。因此，今后在進(jìn)行高等教育規(guī)模規(guī)劃時(shí)，一方面要盡可能滿足人民群眾的高等教育需求（適齡人口數(shù)和人民的生活水平），要為保證經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更多所需的人才；另一方面也要充分考慮到社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)人才的容納能力。在金融危機(jī)的背景下，單純的規(guī)模擴(kuò)張已經(jīng)不能適應(yīng)社會(huì)潮流，必須限制高等教育規(guī)模，提升高等教育質(zhì)量。然而廣東省高等教育經(jīng)過了長(zhǎng)期艱難的發(fā)展才有了現(xiàn)有的規(guī)模和成績(jī)。因此，高等教育應(yīng)在保持現(xiàn)有的規(guī)?；A(chǔ)上，有效地利用有限的人力、物力、財(cái)力，全面推進(jìn)高等教育規(guī)模、結(jié)構(gòu)、質(zhì)量、效益協(xié)調(diào)發(fā)展，這才是金融危機(jī)背景下高等教育規(guī)模調(diào)控的最佳選擇。根據(jù)以上的結(jié)果表明，預(yù)測(cè)值與實(shí)際值的誤差較小，說明在普通高校在校生人數(shù)基本符合S型增長(zhǎng)曲線的規(guī)律，因此運(yùn)用次方法計(jì)算出的結(jié)果具有一定的可靠性。我們運(yùn)用S型增長(zhǎng)曲線對(duì)研究生數(shù)進(jìn)行預(yù)測(cè)是比較合理的，能基本準(zhǔn)確的預(yù)算出某年普通高校在校學(xué)生數(shù)。預(yù)計(jì)在今后的幾年中，在校的研究生數(shù)依然會(huì)呈現(xiàn)持續(xù)上升的趨勢(shì)，并且上升的速率還比較穩(wěn)定。三、結(jié)論對(duì)高等教育規(guī)模，有一個(gè)提法是“規(guī)模適度”，如何達(dá)到高校人才供給與社會(huì)需求平衡是高等教育發(fā)展的必備條件。但目前隨著我國(guó)高校大擴(kuò)招的影響，我國(guó)高等教育規(guī)模存在著諸多問題，以及由此產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)性就業(yè)難問題越來越受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。處在改革開放戰(zhàn)略前沿的廣東，高等教育的發(fā)展相對(duì)緩慢，由于多方面的原因?qū)е铝私?jīng)濟(jì)與高等教育的非均衡發(fā)展格局，因此，對(duì)廣東省高等教育規(guī)模的研究是有必要的?？偠灾?，在上面的一系列分析中，雖然廣東省普通高等學(xué)校總數(shù)，我國(guó)總?cè)丝诤腿司鵊DP在某種程度上是具有一定得相關(guān)性的，但并不能排除他們各自對(duì)廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)增加的影響，當(dāng)然影響廣東省普通高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)還有其他因素，但在研究其增長(zhǎng)時(shí)還是主要著力于這三方面。本文用高校在校學(xué)生數(shù)作為指標(biāo)，先從歷史數(shù)據(jù)入手，對(duì)其自身規(guī)律進(jìn)行研究，建立三種規(guī)模預(yù)測(cè)模型，對(duì)其發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)。再以數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)，運(yùn)用多元時(shí)間序列建模方法，研究限制因素對(duì)廣東省高等教育規(guī)模的影響，進(jìn)而找到高等教育規(guī)模與主要影響因素之間的關(guān)系。參考文獻(xiàn)[1]鄭慶華，王衍波，羅京，楊松，宋紅霞.普通高校分省招生計(jì)劃編制方案研究[J].中國(guó)高教研究，2012（02）：33-37.[2]方勤敏，劉海鳳.湖南省高校畢業(yè)生就業(yè)問題探討[J].中南林業(yè)科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2012，6（01）：124-126.[3]李敏.基于組合預(yù)測(cè)模型在高校招生人數(shù)預(yù)測(cè)中的應(yīng)用研究[J].數(shù)學(xué)的實(shí)踐與認(rèn)識(shí)，2012，42（06）：145-150.[4]孫曉瑩，郭飛燕.數(shù)據(jù)挖掘在高校招生預(yù)測(cè)中的應(yīng)用研究[J].計(jì)算機(jī)仿真，2012，29（04）：387-391.[5]李泓澤，王寶，郭森.中國(guó)高校招生規(guī)模地區(qū)差異及其綜合效率[J].中國(guó)石油大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2012，28（02）：98-102.[6]鄭慶華，羅京，王衍波，楊松，宋紅霞.普通高校分省招生計(jì)劃編制模型研究[J].計(jì)算機(jī)應(yīng)用研究，2012，29（07）：2567-2570.[7]武素敏，梁秋生.河北省人口變動(dòng)與普通高等教育的發(fā)展[J].河北師范大學(xué)學(xué)報(bào)（教育科學(xué)版），2012，14（07）：60-63.[8]胡瑞文，張海水，朱曦.大眾化階段的人才供求態(tài)勢(shì)與高等教育轉(zhuǎn)型發(fā)展[J].教育研究，2014，35（01）：74-83.[9]梁紅衛(wèi).福建省外語人才培養(yǎng)規(guī)模分析與趨勢(shì)預(yù)測(cè)[J].福州大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2014，28（02）：109-112.[10]李碩豪，胡德鑫.我國(guó)普通高等教育規(guī)模的預(yù)測(cè)與潛力