范 娟 巴桑卓瑪
(西藏大學(xué)理學(xué)院 西藏 拉薩 850000)
在升學(xué)率壓力下,這一場域中處于不同位置的組織采取不同的行動(dòng)策略。在學(xué)校組織內(nèi)部,不同學(xué)校采取的共同策略是圍繞考試內(nèi)容和分值對(duì)知識(shí)、教師和學(xué)生不斷歸類并進(jìn)行應(yīng)試規(guī)訓(xùn),由此導(dǎo)致教師和學(xué)生的地位不斷分化,形成若干身份群體。本文將通過實(shí)證調(diào)研,揭示為高考升學(xué)率與各省市的人均GDP、報(bào)考人數(shù)的關(guān)系,以及東中西部地區(qū)對(duì)升學(xué)率的影響。
研究2013年全國31個(gè)省市的人均GDP、高考報(bào)考人數(shù)以及該省市是否為中部、西部和東部地區(qū)這三個(gè)因素對(duì)該省市一本升學(xué)率的影響。樣本區(qū)間為2013年的31個(gè)省市,被解釋變量Y為2013年31個(gè)省市的一本升學(xué)率,解釋變量為各省市人均GDP為X1、各省市高考報(bào)考人數(shù)X2、該省市是否為中部、西部和東部地區(qū)(虛擬變量D1、D2)。因此,我們需要建立多元線性回歸模型。即Y=c+B1X1+B2X2+B3D1+B4D2+u,顯著性水平為0.05。
式中:μ:隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)
其中最小二乘法對(duì)模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μ的要求是μ符合正態(tài)分布.在判斷μ是否符合正態(tài)分布時(shí),我們無法直接觀測到μ,因此需要通過對(duì)殘差μ進(jìn)行分析來檢驗(yàn)μ。
JB檢驗(yàn)是通過JB統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)的方法。JB統(tǒng)計(jì)量全稱為Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量,是根據(jù)殘差ei對(duì)大樣本是否符合正態(tài)分布進(jìn)行檢驗(yàn)的數(shù)學(xué)方法。
式中:n:樣本容量當(dāng)大樣本為正態(tài)分布時(shí),JB檢驗(yàn)量服從如下卡方分布:
式中:asy:漸進(jìn)的
綜上可知,如果被測樣本符合正態(tài)分布,則S=0.091134,K=1.6,JB=0;若被測樣本不符合正態(tài)分布,則JB的值將不斷增大.給定顯著性水平α=0.05,查表可知χ2(2) =0.978.由表2計(jì)算可知,S=0.04372,K=0.167,JB=1.190790<5.99147,所以該數(shù)據(jù)符正態(tài)分布,可以用最小二乘法進(jìn)行計(jì)算。Jarque-Bera項(xiàng)的伴隨概率Probability為0.551345>0.05,表明隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是正態(tài)的。
經(jīng)過上述分析,可以用建立一元回歸方程的形式表示Y與X間的關(guān)系,用EViews回歸所得結(jié)果如表3:
所得結(jié)果為:Y=8.477559+0.000167X1-0.09959X2-2.236101D1-2.315184D2 t= (3.666)(3.636)(-2.504)(-1.198)(-1.044)
R2=0.585 D.W=1.073 s.e=3.723 F=9.161 T=31
通過結(jié)果可以看出:
(1)R-squared很小,說明自變量與因變量之間擬合得不是很好。
(2)虛擬變量D1 D2的t值較小
(3)回歸結(jié)果的D統(tǒng)計(jì)量的值1.073284可以初步斷定是存在一階自相關(guān)的
本研究以我國各省區(qū)高考一本升學(xué)率作為因變量,以人均GDP作為自變量代表各省區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水準(zhǔn),并且也將報(bào)考人數(shù)作為自變量之一,以省區(qū)為單位進(jìn)行分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展水準(zhǔn)對(duì)高中升學(xué)率的影響。從回歸結(jié)果來看,一本升學(xué)率受各省市人均GDP的影響較大,而各省市高考報(bào)考人數(shù)的影響并不大,這一結(jié)果還是較符合基本現(xiàn)實(shí)狀況的;D1不顯著D2顯著說明一本升學(xué)率在中西部地區(qū)地區(qū)無差異,在東部和中西部地區(qū)是有差異的,在我國高等教育大眾化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程中,研究經(jīng)濟(jì)水準(zhǔn)對(duì)高等教育大眾化的影響具有實(shí)踐意義。