基于SLM模型的高等教育理論論文范文

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1高等教育資源配置效率基本測(cè)度結(jié)果

使用Malmqutist指數(shù)辦法，對(duì)我國(guó)的高等教育資源配置效率進(jìn)行了測(cè)度，得到了1998~2011年我國(guó)31個(gè)省區(qū)的高等教育資源配置效率的相對(duì)水平，表1列出了我國(guó)三大地區(qū)各年份的平均高等教育資源配置效率水平。通過對(duì)我國(guó)高等教育資源配置效率進(jìn)行測(cè)度，發(fā)現(xiàn)我國(guó)三大地區(qū)（東部、中部和西部）的高等教育資源配置效率均處于一定的遞增狀態(tài)。其增長(zhǎng)率分別為8.9%、5.4%和4.2%，各地區(qū)的平均增長(zhǎng)率為6.2%。東部、中部和西部地區(qū)是由高到低的順序。而東部的效率高于平均值，這主要還是因?yàn)闁|部地區(qū)優(yōu)越的地理位置，以及各方面的優(yōu)勢(shì)均超過中部和西部地區(qū)，所以就能夠利用自身的許多優(yōu)勢(shì)，從而提高資源配置的效率。從各地區(qū)的平均值分解中可以看出，三大地區(qū)效率的增長(zhǎng)主要都是因?yàn)榘l(fā)生了技術(shù)進(jìn)步。這也說明在高等教育資源配置中，技術(shù)進(jìn)步是決定其效率差異的重要因素。

2各地區(qū)高等教育資源配置效率空間自相關(guān)的檢驗(yàn)

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中，主要用Moran’sI指數(shù)來(lái)衡量研究范圍內(nèi)的空間相關(guān)程度。Moran’sI值一定介于-1到1之間，大于0為正相關(guān)，小于0為負(fù)相關(guān)，值越大表示空間分布的相關(guān)性越大。當(dāng)該值接近于0時(shí)，代表變量間的空間交互影響不明顯。根據(jù)式1對(duì)各年各地區(qū)作全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：從表2中可以看出從1998~2011年，各年的空間Mo-ran’sI指數(shù)值均是大于0的，而且具有上升的趨勢(shì)，這說明我國(guó)高等教育資源配置效率在空間的分布上并不是全獨(dú)立的。較高集聚度的區(qū)域相對(duì)是相互鄰近的，而較低集聚度的區(qū)域相對(duì)是相互靠近的。由于存在著溢出效應(yīng)，所以若一個(gè)區(qū)域的高等教育資源存在著集聚現(xiàn)象，其鄰近區(qū)域肯定也會(huì)受到一定的影響。總之，我國(guó)的高等教育資源配置效率集聚的省域分布存在著不可忽視的空間維度的正相關(guān)性，并且空間依賴關(guān)系在不斷地加深，區(qū)域間自相關(guān)作用也在不斷地加強(qiáng)。

3各地區(qū)高等教育資源配置效率影響因素實(shí)證分析

3.1空間計(jì)量模型及數(shù)據(jù)選取將空間因素納入回歸式中稱為空間計(jì)量，目前空間計(jì)量模型最常用的有空間滯后相依模型以及空間誤差模型。高等教育資源在配置過程中，通常會(huì)受到政府政策因素、社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境因素和市場(chǎng)因素等的影響，其中影響高等教育資源配置的主要因素是政府政策，同時(shí)也不能忽略社會(huì)環(huán)境和市場(chǎng)因素的影響。基于以上的分析，我們假設(shè)具有以下的影響因素：假設(shè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平與高等教育資源配置效率的提高具有正效應(yīng)，采用各地區(qū)的人均GDP（EcoLev）來(lái)測(cè)量。假設(shè)高等教育產(chǎn)業(yè)政策與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用高等教育經(jīng)費(fèi)支出占財(cái)政教育經(jīng)費(fèi)支出的比例（InPol）來(lái)測(cè)量。假設(shè)高等教育改革與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用各地區(qū)高等教育經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重（Reform）來(lái)測(cè)量。假設(shè)科學(xué)技術(shù)發(fā)展水平與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用科技活動(dòng)籌集資金占GDP比重（ScTeLev）來(lái)測(cè)量。假設(shè)區(qū)域開放程度與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用進(jìn)出口總額占GDP比重（Open）來(lái)測(cè)量。假設(shè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（InSt）來(lái)測(cè)量。假設(shè)人力資本存量與高等教育資源配置效率提高具有正效應(yīng)，采用高校教職員工占各地區(qū)總?cè)丝诘谋壤℉uCa）來(lái)測(cè)量。假設(shè)高等教育規(guī)模與提高高等教育資源配置效率正相關(guān)，采用每萬(wàn)人中本專科學(xué)生數(shù)（Scale）來(lái)測(cè)量。假設(shè)高等教育資源配置市場(chǎng)化與提高高等教育資源配置效率正相關(guān)，采用社會(huì)資金對(duì)高等教育的投入占總投入的比例（Market）來(lái)測(cè)量。根據(jù)以上對(duì)我國(guó)高等教育資源配置效率變化影響因素的分析，建立指標(biāo)體系，構(gòu)建以下的計(jì)量模型。

3.2實(shí)證分析結(jié)果在進(jìn)行空間計(jì)量分析時(shí)，我們首先進(jìn)行空間模型的檢驗(yàn)，以確定模型。以高等教育資源配置效率的指數(shù)變化效率作為因變量，以基于空間鄰近概念的空間權(quán)值矩陣為權(quán)重來(lái)構(gòu)建空間模型。在具體的空間模型選擇上，由于無(wú)法事先根據(jù)經(jīng)驗(yàn)來(lái)判斷空間誤差模型和空間滯后模型的空間依賴性，所以根據(jù)Anselin和Florax提出的準(zhǔn)則，對(duì)前面建立的模型（4）進(jìn)行判別，在具體的空間模型選擇上，LM-Lag，統(tǒng)計(jì)量是顯著的，而LM-Error統(tǒng)計(jì)量是不顯著的，由此我們研究采用空間誤差模型（slm）作進(jìn)一步的分析。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。根據(jù)表中所列出的檢驗(yàn)結(jié)果，通過建立空間滯后模型(SLM)對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。由表4的結(jié)果可見，高等教育資源配置效率的空間效應(yīng)通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明隨著經(jīng)濟(jì)全球化、市場(chǎng)化和信息化的不斷進(jìn)步與發(fā)展，空間因素對(duì)我國(guó)的高等教育資源配置的影響越來(lái)越大，高等教育發(fā)展的空間依賴性也越來(lái)越顯著。通過上述的空間計(jì)量分析，我們對(duì)我國(guó)高等教育資源配置效率影響因素進(jìn)行以下的分析：(1)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，但系數(shù)值比較小，并且為負(fù)值-0.00001。這說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平對(duì)我國(guó)高等教育資源配置效率的提高，并未達(dá)到預(yù)期的促進(jìn)作用。這與我們前面的所作的假設(shè)是不一致的。有可能是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好的地區(qū)，雖然在教育資源投入上有較強(qiáng)的作用，但是其對(duì)于促進(jìn)高等教育資源配置效率提高的作用卻沒有得到發(fā)揮。而經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)，雖然在高等教育資源方面有很好的支撐，但是在內(nèi)部資源配置方面，一定存在著浪費(fèi)的現(xiàn)象。(2)高等教育產(chǎn)業(yè)政策、區(qū)域開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整以及高等教育資源配置市場(chǎng)化系數(shù)都沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這說明這些影響因素與高等教育資源配置效率不存在對(duì)應(yīng)的關(guān)系。(3)高等教育改革系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為0.4336。這說明高等教育改革對(duì)促進(jìn)高等教育資源配置效率提高的作用比較顯著。這一結(jié)果與我們前面所作的假設(shè)是一致的。我國(guó)的高等教育從1998年開始實(shí)施高校擴(kuò)招。通過改革使高等教育宏觀管理重心下移，地方政府擁有對(duì)更多對(duì)高校的管理權(quán)，也就更愿意促進(jìn)地方高等教育的快速發(fā)展，也有利于促進(jìn)高校內(nèi)部資源配置效率的提高。(4)科學(xué)技術(shù)發(fā)展水平系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，這說明其對(duì)高等教育資源配置效率提高不存在對(duì)應(yīng)關(guān)系。但對(duì)技術(shù)效率的提高則通過了5%顯著性檢驗(yàn)，與前文所作的假設(shè)，部分得到了驗(yàn)證。這說明科學(xué)技術(shù)水平的提高對(duì)高等教育資源配置技術(shù)效率提高的作用,在一定范圍內(nèi)是有效的。有可能是因?yàn)槲覈?guó)科技資源的投入模式是粗放式的，造成了高等教育資源在配置過程中存在著許多的浪費(fèi)現(xiàn)象，從而使得高等教育資源配置技術(shù)進(jìn)步難以發(fā)生。(5)區(qū)域人力資本存量系數(shù)通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且為負(fù)值。說明我們的地區(qū)高校教職工對(duì)總?cè)丝诘谋壤刻岣?%，其效率就會(huì)降低1.97%，其技術(shù)進(jìn)步效率就會(huì)降低1.32%。可能是由于指標(biāo)選取的關(guān)系，用來(lái)衡量人力資本存量的指標(biāo)，本文采用的是高校教職員工占各地區(qū)總?cè)丝诘谋壤苍S反映出高校教師在配置過程中，可能存在著一定的浪費(fèi)現(xiàn)象，而且指標(biāo)的選取可能也存在一定的不足，不能完全反映一個(gè)地區(qū)的人力資本存量。所以對(duì)高等教育資源配置效率的提高，以及技術(shù)進(jìn)步的發(fā)生的促進(jìn)作用都表現(xiàn)得不顯著。(6)高等教育規(guī)模系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，說明這一因素對(duì)高等教育資源配置效率的提高的促進(jìn)作用，以及對(duì)技術(shù)進(jìn)步發(fā)生的促進(jìn)作用都是比較顯著的。這一實(shí)證結(jié)果也與我們前面的假設(shè)是一致的。高校擴(kuò)大招生規(guī)模后，使原來(lái)閑置資源或半閑置資源得到充分的利用，從而提高高等教育資源的使用效率，在一定程度對(duì)于提高高等教育資源配置效率的起到了促進(jìn)的作用。

4結(jié)論

在以往的研究中，常常會(huì)忽略空間地理因素對(duì)我國(guó)高等教育資源配置效率區(qū)域分布的影響作用，這就會(huì)導(dǎo)致實(shí)證分析結(jié)果可能會(huì)存在著一定的偏差。本文則在分析我國(guó)高等教育資源配置效率省域間的空間分布，以及影響因素的基礎(chǔ)上，采用我國(guó)1998~2011年的各省的面板數(shù)據(jù)，首先檢驗(yàn)空間相關(guān)性的存在，然后采用空間滯后模型進(jìn)行估計(jì)，得到以下的結(jié)論：（1）從空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度，采用全局MoranI指數(shù)驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的高等教育資源配置效率在區(qū)域間集聚空間上存在著較強(qiáng)的正自相關(guān)性。同時(shí)還存在著地區(qū)間效率的差異，以及發(fā)展的不平衡。（2）高等教育改革，以及高等教育規(guī)模這兩個(gè)因素，對(duì)于高等教育資源配置效率的提高具有顯著的正效應(yīng)。而區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及人力資本存量，對(duì)高等教育資源配置效率的提高沒有起到預(yù)期的效果。科學(xué)技術(shù)發(fā)展水平，區(qū)域開放程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，以及高等教育資源配置市場(chǎng)化等因素對(duì)提高高等教育資源配置效率卻沒有產(chǎn)生什么影響。

作者：李元靜張謙單位：西南交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院