WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 22 |

Мы предполагаем, что показатель уровня образования старшего поколения имеет положительное влияние на уровень образования школьников. В то же время, как уже говорилось выше, увеличившийся поток иммигрантов в развитые страны в течение 2000-х гг. мог понизить средний уровень математической подготовки школьников, поэтому в моделях с фиксированными эффектами мы ожидаем выявления отрицательной статистически значимой зависимости. Повышение урбанизации населения в отдельно взятой стране должно повышать эффективность обучения школьников при неизменном уровне расходов, поэтому в моделях с фиксированными эффектами следует ожидать положительных коэффициентов, характеризующих усредненное по странам влияние роста доли населения, проживающего в городских населенных пунктах.

В то же время межстрановые различия в уровне урбанизации не отражают различия в структуре использования финансовых ресурсов, поскольку страны сильно различаются по географии, ландшафту местности, уровню развития транспортной инфраструктуры, в связи с чем зависимость в межгрупповых регрессиях и объединенных моделях не должна наблюдаться.

Охват детей школьным образованием характеризует качество образовательной системы. Этот показатель существенно менялся во времени для многих стран, различия между странами также имеют место, поэтому следует ожидать положительного влияния этого показателя на уровень оценок PISA по математике во всех оцениваемых моделях.

Неравенство в распределении доходов, которое сильно коррелировано с логарифмом расходов на одного школьника, слабо меняется во времени на рассматриваемом временном интервале, поэтому следует 2. ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ… ожидать наличия положительной зависимости при оценке межгрупповых регрессий и объединенных моделей. То же самое можно сказать и о показателе отношения числа школьников к числу учителей: он слабо меняется во времени для большинства стран, поэтому наличие Uобразной зависимости можно выявить только в рамках межгрупповых регрессий и объединенных моделей.

В табл. 14 представлены результаты оценок различных уравнений, относящихся к моделям типа (6)–(8).

Таблица Результаты оценок детерминантов уровня образования школьников Зависимая переменная: оценки PISA по математике МНК, модель с фиксированными МНК, объединенная модель МНК, межгрупповая регрессия эффектами 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 38.3*** 26.7*** 7.38* 40.8*** 2.64 8.30 2.98 0.854 38.7*** 26.1** 5.74 36.9** Логарифм (4.13) (4.95) (4.19) (5.51) (6.82) (7.78) (7.56) (7.53) (7.75) (9.65) (7.71) (10.4) расходов на одного школьника Доля населе- 1.22*** 0.409* 1.25*** 1.22*** –1.28*** –1.86*** –1.11* –1.82*** 1.27** 0.338 1.52*** 1.06* (0.256) (0.215) (0.195) (0.298) (0.411) (0.431) (0.601) (0.511) (0.489) (0.588) (0.367) (0.569) ния в возрасте 25–64 лет с высшим образованием Урбанизация –0.480 –0.303 –0.0748 –0.590 5.48*** 3.60** 6.37*** 5.33*** –0.669 –0.381 0.00188 –0.(0.293) (0.257) (0.205) (0.328) (1.29) (1.32) (1.49) (1.72) (0.447) (0.461) (0.356) (0.531) Охват школь- 2.31*** 1.49*** 2.34** (0.436) (0.394) (0.932) ников –3.22*** –0.388 –3.46*** Коэффициент (0.320) (0.496) (0.597) Джини 18.7*** 2.18 19.1** Отношение (4.09) (3.06) (8.69) числа школьников к числу учителей –0.485*** –0.146* –0.523** Квадрат (0.114) (0.0787) (0.241) отношения числа школьников к числу учителей 126 100 98 99 123 94 93 94 36 33 32 Количество наблюдений Скорректи- 0.53 0.64 0.79 0.66 0.56 0.62 0.81 0.рованный R0.18 0.41 0.25 0.R2 within ***, **, * Значимость на уровне 1%, 5%, 10% соответственно.

Источник: расчеты авторов. В скобках указаны стандартные ошибки.

Из представленных результатов можно сделать следующие выводы.

ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ НА КАЧЕСТВО… 1. Гипотеза о равенстве нулю коэффициента при логарифме расходов на одного школьника отвергается во всех спецификациях объединенной модели и в трех из четырех спецификаций межгрупповой регрессии. В спецификации 11 (см. табл. 14) коэффициент статистически незначим из-за того, что логарифм расходов на одного школьника в реальном выражении сильно коррелирован с коэффициентом Джини (при рассмотрении усредненных во времени величин корреляция между этими переменными составляет –69%). В остальных спецификациях объединенной модели и модели межгрупповой регрессии коэффициент при логарифме расходов на одного школьника положителен и значим на уровне 1–5%. Эти результаты свидетельствуют в пользу гипотезы положительного влияния затрачиваемых финансовых ресурсов на уровень знаний школьников в долгосрочной перспективе: при переходе от одной страны к другой – с заметно отличающимся уровнем расходов на среднее образование – успеваемость по математике также существенно меняется.

В то же время гипотеза о равенстве нулю коэффициента при логарифме расходов на одного школьника не отвергается в спецификациях модели с фиксированными эффектами, что согласуется с тем, что повышение расходов на систему школьного образования не имеет значимого положительного эффекта в краткосрочной перспективе. Поскольку оценка изменений во времени переменных проводилась на 9-летнем периоде (с 2000 по 2009 г.), оценки моделей с фиксированными эффектами показывают лишь краткосрочное влияние изменений объясняющих переменных во времени на изменения объясняемой переменной во времени.

2. Гипотеза о равенстве нулю коэффициента при проценте взрослого населения с высшим образованием отвергается почти во всех спецификациях. В спецификации 10 (см. табл. 14) коэффициент статистически незначим, по-видимому, из-за того, что доля взрослого населения с высшим образованием сильно коррелирована с уровнем вовлеченности детей соответствующего возраста в образовательный процесс (при рассмотрении усредненных во времени величин корреляция между этими переменными составляет 55%). В остальных случаях коэффициент положителен и значим на уровне 1–10%, причем этот коэффициент имеет положительный знак в объединенных и межгрупповых моделях и отрицательный знак в моделях с фиксированными эффектами. Такие результаты свидетельствуют в пользу гипотезы о положительном влиянии уровня образования взрослого поколения на уровень образования 2. ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ… школьников в долгосрочной перспективе и о выявленном отрицательном влиянии в краткосрочном периоде. По-видимому, отрицательное влияние этого показателя на уровень оценок PISA по математике, идентифицированное при межвременном сопоставлении, объясняется прежде всего тем, что вместе с наращиванием государственных расходов на школьное образование и повышением доли взрослого населения с высшим образованием за последние десятилетия имело место снижение оценок по математике во многих развитых странах. Это падение может быть связано с притоком мигрантов, чьи дети, обучаясь в средней школе, по своим знаниям могут поначалу не дотягивать до уровня школьников той страны, в которой они проживают.

3. Гипотеза о равенстве нулю коэффициента при урбанизации населения не отвергается в объединенных и межгрупповых моделях, а в моделях с фиксированными эффектами коэффициент значим на уровне 1– 5% во всех спецификациях. Эти результаты говорят в пользу тезиса, согласно которому увеличение уровня урбанизации в отдельно взятой стране (переток жителей в населенные пункты городского типа) будет приводить к повышению уровня образования школьников при прочих равных условиях (корреляция отклонений от своего среднего значения переменных урбанизации и оценок PISA по математике составляет 28– 45% в зависимости от массива данных, который используется в различных спецификациях моделей с фиксированными эффектами). Результаты также согласуются с гипотезой, согласно которой межстрановые различия в уровне урбанизации не могут объяснить различия в уровне математической подготовки школьников, поскольку для разных стран одна и та же доля городского населения может означать существенно разные инфраструктурные издержки.

4. Гипотеза о равенстве нулю коэффициента при уровне охвата школьников (вовлеченности детей соответствующего возраста в систему среднего образования) отвергается во всех спецификациях. Коэффициент положителен и статистически значим на уровне 5%, что свидетельствует в пользу гипотезы, согласно которой увеличение охвата школьников, означающее бльшую развитость системы среднего образования, будет приводить к росту математической грамотности школьников. При этом результат справедлив как для межстранового, так и для межвременного сопоставления: при увеличении этого показателя в отдельно взятой стране, равно как и при переходе от одной страны к другой, с более высоким уровнем, имеет место рост оценок PISA по математике.

ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ НА КАЧЕСТВО… 5. Гипотеза о равенстве нулю коэффициента при индексе Джини отвергается в объединенной и межгрупповой моделях и не отвергается в модели с фиксированными эффектами. По-видимому, это связано с тем, что степень неравенства в распределении доходов слабо менялась во времени в рассматриваемых странах в течение 2000-х гг., в то время как межстрановые различия в этом показателе весьма существенны. Таким образом, влияние изменения индекса Джини на изменение уровня оценок PISA по математике отслеживается при межстрановом сопоставлении и не улавливается при межвременном сопоставлении. В целом можно заключить, что результаты анализа свидетельствуют в пользу отрицательного влияния степени неравенства в распределении доходов на уровень образования школьников. При наличии данных за длительный промежуток времени (25–30 лет) можно было бы проверить эту гипотезу на межвременных сопоставлениях.

6. Гипотеза о равенстве нулю коэффициентов при отношении числа школьников к числу учителей отвергается в объединенной и межгрупповой моделях и не отвергается в модели с фиксированными эффектами. Как и в случае с индексом Джини, отношение числа школьников к числу учителей слабо менялось во времени для большинства рассматриваемых стран, поэтому гипотеза о равенстве нулю указанных коэффициентов не отвергается в моделях с фиксированными эффектами. В целом результаты эконометрического моделирования говорят в пользу гипотезы наличия U-образной зависимости качества школьного образования от загруженности учителей: при начальном росте среднего размера класса уровень подготовки школьников начинает расти, но при достижении определенного уровня загрузки – начинает снижаться. Согласно полученным оценкам, оптимальное значение загруженности учителей в системе школьного образования (максимум функции x – x2 достигается при x0 = /(2)) составляет примерно 18–19 школьников на одного учителя, что представляется вполне разумным (такое значение этого показателя имеет место в Польше, Канаде, Новой Зеландии).

Приведенный ниже рис. 17 представляет собой диаграмму парного рассеяния остатков регрессии логарифма оценок PISA по математике на все переменные, кроме логарифма расходов на одного школьника и остатков регрессии логарифма расходов на одного школьника на остальные переменные для спецификации 1 модели (6) (см. табл. 14), т.е. для регрессии с наибольшим числом наблюдений.

2. ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ… JPN_KOR_USA_KOR_GBKOR_R_ USA_USA_NLD_KOR_CZE_2003 AUS_2000 JPN_FRA_USA_NZL_CZE_2006BEL_2003 DEU_CHE_AUT_FRA_FIN_CHE_FIN_03 AUS_202003 NLD_20DEU_BEL_2000 CHE_CZE_ISL_2000 DEU_JPN_AUT_FIN_2000 JPN_POL_NL POL_2006 SVK_002003D_2009 AUT_ISL_AUS_FIN_NZL_2003 CABEL_2006 DNK_N_GBR_CZE_2009 DEU_FRA_POL_2009 DNK_2003ITA_CAN_2003 FRA_BEL_SVK_20SVK_HUN_2000 SWE_200N_2006 IRL_2000AUS_2009PRT_2009 AUT_NZL_2006 SVPOL_IRL_SWE_2003DNK_2006 ITA_ISL_2006GBR_ISL_CAN_BRA_ESP_2003 ITA_NZL_EST_2009 CAN_2009NOR_ESP_2000DNK_2009 ITA_TUR_2009 IRL_SWE_PRT_BRA_ESSWE_P_2006 NOR_ESP_PRT_MEX_2009 NOR_PRT_NOR_TUR_TUR_200306 BRA_IRL_MEX_GRC_RUS_GRC_RUS_GRC_RUS_2003 MEX_2000X_ME BRA_RUS_CHL_CHL_CHL_ISR_ISR_-2 -1 0 1 e(Log expenditure per student|X) Источник: расчеты авторов.

Рис. 17. Диаграмма рассеяния остатков регрессии логарифма оценок PISA на все переменные из регрессии 1 модели (6) (см. табл. 14), кроме логарифма расходов на одного школьника и остатков регрессии логарифма расходов на одного школьника на остальные переменные из этой регрессии С помощью такого подхода можно проиллюстрировать влияние на показатель логарифма уровня образованности школьников PISA1, очиВ данном случае мы можем делать содержательные выводы в терминах именно уровней переменных, а не только остатков регрессий потому, что имеет место теорема Фриша–Во– Ловелла.

T T Пусть у нас есть «длинная» регрессия y = x1 1 + x2 2 + e, где x1 k1 1 1 x =, =. Пусть = – МНК-оценка длинной регрессии, x2 k2 1 T T i = yi - (xT )i = i - (x1 )i 1 - (x2 )i 2 – ее остатки.

e(PISA|X) --ВЛИЯНИЕ ГОСУДАРСТВЕННЫХ РАСХОДОВ НА КАЧЕСТВО… щенный от влияния всех переменных, кроме логарифма расходов на одного школьника, самого логарифма расходов на одного школьника, вариация которого очищена от вариации остальных переменных. Исходя из теоретической оценки, основанной на регрессии 1 модели (6) (см.

табл. 14), для России необъясненная часть (остаток от регрессии оценок PISA по математике на объясняющие факторы) была небольшой в 2000– 2006 гг. при имевших место фактических расходах на одного школьника, доле взрослого населения с высшим образованием, уровне урбанизации, причем в 2000 г. – положительной, а в 2003 и 2006 гг. – отрицательной. Отсюда следует, что в рамках рассмотренной модели уровень образования в России достаточно хорошо, по сравнению с другими странами, объясняется фундаментальными факторами. В то же время в 2009 г. остаток от регрессии показателя PISA на объясняющие переменные сильно отрицателен.

Мы можем трактовать межстрановые и межвременные различия в показателе PISA двумя способами:

• с помощью различий в неучтенной с помощью фундаментальных факторов эффективности производства образовательных услуг;

• с помощью случайных ошибок, которые мы считаем малыми.

Pages:     | 1 |   ...   | 10 | 11 || 13 | 14 |   ...   | 22 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.