我國(guó)高等教育投入產(chǎn)出主成分分析1995-2006

G40-054A1005-5843(2009)02-0025-08對(duì)學(xué)校投入與產(chǎn)出關(guān)系的研究可以追溯到美國(guó)對(duì)教育機(jī)會(huì)均等的研究，即科爾曼報(bào)告(Colemanetal.1966)。這份以研究公平為目的的報(bào)告是美國(guó)教育辦公室對(duì)1964年民權(quán)運(yùn)動(dòng)的回應(yīng)。通過(guò)對(duì)公立學(xué)校的調(diào)查、了解不公平的程度、解釋教育模式差異以尋求學(xué)校投入與產(chǎn)出間的關(guān)系①?？茽柭难芯恐饕遣捎没貧w分析方法探討教師投入與學(xué)生成績(jī)之間的關(guān)系問(wèn)題。他的研究與我們所探討的問(wèn)題似乎有點(diǎn)不同，因?yàn)槲覀兯P(guān)注的是教育與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系問(wèn)題。但這種教育產(chǎn)生函數(shù)的研究方法已被廣泛用于教育經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯(P.H.Dougids)和數(shù)學(xué)家(C.W.Cobb)提出了經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域資本和勞動(dòng)要素對(duì)生產(chǎn)發(fā)展影響的生產(chǎn)函數(shù)，分析了在一定的生產(chǎn)技術(shù)條件下，資本和勞動(dòng)投入量與產(chǎn)出之間的依存關(guān)系。后來(lái)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家們引入一個(gè)“教育因素”，分析教育對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的邊際產(chǎn)出彈性?？紤]到高等教育投入與產(chǎn)出的多樣性特征，難以運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)、投資回報(bào)等企業(yè)投入產(chǎn)出分析模式來(lái)進(jìn)行類(lèi)似的研究工作，本文從教育經(jīng)濟(jì)學(xué)原理出發(fā)，以1995-2006年相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料為依據(jù)，并進(jìn)行必要的加工和整理，對(duì)高等教育規(guī)模擴(kuò)張下公共高等教育投資效益問(wèn)題進(jìn)行主成分分析。研究把高等教育投入與產(chǎn)出的多個(gè)變量歸納為具有明顯意義的主成分，繼而運(yùn)用回歸分析法研究產(chǎn)出主成分與投入主成分之間的相關(guān)關(guān)系，試圖尋求一種分析教育投資效益問(wèn)題的新視野。為方便起見(jiàn)，對(duì)納入統(tǒng)計(jì)分析范圍的高等教育投入與產(chǎn)出數(shù)字均源自普通本專(zhuān)科高等院校，且假設(shè)各高校產(chǎn)出質(zhì)量相當(dāng)。一、1995-2006年中國(guó)高等教育投入分析投入產(chǎn)出效益是指投資活動(dòng)中成果和消耗的比例關(guān)系，即投入和產(chǎn)出對(duì)比關(guān)系。高等教育投入產(chǎn)出效益是將教育視為生產(chǎn)或經(jīng)濟(jì)活動(dòng)而出現(xiàn)的研究范疇，是指高等教育投資過(guò)程中投入與產(chǎn)出對(duì)比。作為一種決策工具，可以利用它來(lái)確定用哪種方式來(lái)達(dá)到特定教育目標(biāo)最為高效。暗含的假設(shè)是不同的方案與不同的成本和不同的教育結(jié)果相關(guān)。通過(guò)選擇用最少成本實(shí)現(xiàn)給定產(chǎn)出的方案，社會(huì)可以更高效地利用資源。在進(jìn)行成本分析前，需要對(duì)投入成本進(jìn)行估算和對(duì)效益標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行界定?；趯?duì)高等教育投入多樣性的認(rèn)識(shí)，我們把高等教育的投入因素歸納為三大類(lèi)，即人力、物力和財(cái)力。一是人力資源因素。教育人力構(gòu)成主要包括在校學(xué)生數(shù)、班級(jí)人數(shù)、招生數(shù)、畢業(yè)生數(shù)、行政人員數(shù)、教學(xué)輔助人員數(shù)、工勤人員數(shù)、生產(chǎn)人員數(shù)及他們的知識(shí)結(jié)構(gòu)、年齡結(jié)構(gòu)、能力結(jié)構(gòu)、比例結(jié)構(gòu)等②。高等教育投入的人力是教職員工?？紤]到高等教育部門(mén)內(nèi)部人員對(duì)學(xué)校承擔(dān)的三大職能所起的作用不同及對(duì)教育發(fā)展的貢獻(xiàn)差異，我們?cè)诮Y(jié)構(gòu)上將教職員工分為三部分，即具有副教授職稱(chēng)以上的高級(jí)教研人員、一般教研人員、行政及教輔工作人員。一般認(rèn)為高級(jí)教研人員是高等院校從事研究生教學(xué)與科研的主干人員，與其他人員相比，對(duì)高校產(chǎn)出可能有更大貢獻(xiàn)。一般教研人員多從事本專(zhuān)科生、成人高教的教學(xué)科研工作，其產(chǎn)出與從事行政、教學(xué)的輔助人員相比，對(duì)高校產(chǎn)出貢獻(xiàn)更直接；行政及教輔工作人員包括教師與科研人員以外從事行政、輔助工作的人員，對(duì)高校產(chǎn)出提供必要條件和外部保障，是高等教育投入必不可少的因素。二為物力資源因素。教育物力資源由兩部分構(gòu)成，即學(xué)校的固定資產(chǎn)和材料低值易耗品。學(xué)校的固定資產(chǎn)包括三部分，即共同的固定資產(chǎn)——土地、房屋、建筑物、活動(dòng)場(chǎng)地等；教學(xué)、科研用固定資產(chǎn)——儀器、儀表、電教設(shè)備、圖書(shū)資料、文化設(shè)備及其他教學(xué)用具；生活用固定資產(chǎn)——水電、煤氣、交通運(yùn)輸、印刷、醫(yī)療和各種家具等③。三是財(cái)力資源因素。與企業(yè)中的流動(dòng)資金相類(lèi)似，國(guó)家每年都要直接投資于教育教學(xué)、教育科研、基建等經(jīng)費(fèi)。高等教育投入的財(cái)力資源一般由兩大部分構(gòu)成，即用于個(gè)人消費(fèi)的部分和用于公共消費(fèi)的部分。根據(jù)以上分類(lèi)及在投入上的數(shù)量和質(zhì)量結(jié)構(gòu)，我們把高等教育投入指標(biāo)體系歸納為三個(gè)一級(jí)指標(biāo)、22個(gè)二級(jí)指標(biāo)。其中一級(jí)指標(biāo)包括：總量指標(biāo)、增量指標(biāo)和質(zhì)量指標(biāo)；21個(gè)二級(jí)指標(biāo)包括：財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占GDP的比重(A1，單位：％)、預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占財(cái)政支出的比重(A2，單位：％)、高級(jí)教研人員(A3，單位：萬(wàn)人)、一般教研人員(A4，單位：萬(wàn)人)、行政及教輔工作人員(A5，單位：萬(wàn)人)、教學(xué)科研用房(A6，單位：萬(wàn)平方米)、一般用房(A7，單位：萬(wàn)平方米)、教學(xué)科研儀器(A8，單位：億元)、圖書(shū)資料(A9，單位：萬(wàn)冊(cè))、其他固定資產(chǎn)(A10，單位：億元)、財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)增長(zhǎng)率(A11，單位：％)、人均教育經(jīng)費(fèi)(普高)增長(zhǎng)率(A12，單位：％)、當(dāng)年教育投入(A13，單位：億元)、當(dāng)年科研投入(A14，單位：億元)、當(dāng)年基建投入(A15，單位：億元)、當(dāng)年新增教學(xué)科研用房(A16，單位：萬(wàn)平方米)、當(dāng)年新增其他用房(A17，單位：萬(wàn)平方米)、當(dāng)年新增圖書(shū)資料(A18，單位：萬(wàn)冊(cè))、當(dāng)年新增教學(xué)科研儀器(A19，單位：億元)、專(zhuān)任教師高級(jí)職稱(chēng)比例(A20，單位：％)、10萬(wàn)元以上設(shè)備數(shù)(A21，單位：臺(tái))。通過(guò)查閱國(guó)家相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，我們得到了1995-2006年我國(guó)高等教育投入與產(chǎn)出的總表，為簡(jiǎn)便起見(jiàn)，表中金額均為當(dāng)年價(jià)格，而沒(méi)有換算為可比價(jià)格(表1)。我們抽取高級(jí)教研人員(X1)、一般教研人員(X2)、教輔行政人員(X3)、教學(xué)科研用房(X4)、其他用房(X5)、教學(xué)科研儀器(X6)其他固定資產(chǎn)(X7)、圖書(shū)資料(X8)、當(dāng)年教育投入(X9)、當(dāng)年科研投入(X10)、當(dāng)年基建投入(X11)等11個(gè)指標(biāo)為因變量分析高等教育的投入狀況。輸出結(jié)果與分析如下。表2給出了11個(gè)原始變量之間的相關(guān)性及檢驗(yàn)結(jié)果。上半部分是原始變量的相關(guān)系數(shù)矩陣?？梢钥吹剑仃囍写嬖谙喈?dāng)多比較高的相關(guān)系數(shù)。下半部分是相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的p值，所有p值都小于0.05，這些說(shuō)明原始變量之間存在著很強(qiáng)的相關(guān)性，具有進(jìn)行因子分析的必要性。同時(shí)分析顯示KMO統(tǒng)計(jì)量等于0.701，Bartlet球形檢驗(yàn)的p值為0.000，這些也說(shuō)明本案中的數(shù)據(jù)比較適合進(jìn)行因子分析。統(tǒng)計(jì)結(jié)果還顯示，幾乎所有變量的共同度都在90％以上，說(shuō)明提取的因子已經(jīng)包含了原始變量的大部分信息，提取因子的效果比較理想。表3顯示了各因子對(duì)應(yīng)的特征根。從表中看出：前三個(gè)因子解釋了99.030％的方差，即11個(gè)指標(biāo)可以綜合為3個(gè)主成分，它們的累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到99.030％。表4為三個(gè)投入主成分的特征向量矩陣。從投入主成分特征向量我們可以看到：在第一主成分中，各個(gè)投入要素特征向量均為正，說(shuō)明均對(duì)高等教育發(fā)展產(chǎn)生積極推動(dòng)作用，并且各個(gè)要素所起的作用權(quán)重相差不大，如高級(jí)科研人員、一般教研人員、教輔行政人員的權(quán)重均為0.306，教學(xué)科研用房為0.305，最低的當(dāng)年基建投入為0.277。由于在統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中我們采用的投入計(jì)量要素均為總量要素，所以我們認(rèn)為第一主成分反映的是高等教育投入規(guī)模(總量)因素的影響，可以把第一主成分歸納為總量投入主成分(F1)。這與目前我國(guó)高等教育規(guī)模與政府投入規(guī)模呈相互推動(dòng)狀況相吻合。由于我國(guó)高等教育投入來(lái)源基本上屬政府行為，因此政府的高等教育投入規(guī)模對(duì)高等教育總體規(guī)模產(chǎn)生了決定性影響。在第二主成分中，當(dāng)年基建投入要素的作用最大，權(quán)重為0.925，其他固定資產(chǎn)、教輔行政人員的要素作用都為正，而其他要素投入的要素作用均為負(fù)，即其他要素對(duì)基建投入產(chǎn)生一定的負(fù)面作用，因此，我們可以把第二主成分歸納為資產(chǎn)投入主成分(F2)。第三主成分中，其對(duì)科研影響最大，“當(dāng)年科研投入”權(quán)重最高(0.733)，我們可以把這一主成分歸納為科研投入主成分(F3)。概括起來(lái)，高等教育規(guī)模擴(kuò)張與政府對(duì)高等教育的總量投入、資產(chǎn)投入及科研投入密切相關(guān)。高等教育投入三個(gè)主成分Y1、Y2、Y3的表達(dá)式分別如下：Y1＝0.306ZX1+0.306ZX2+0.306ZX3+0.305ZX4+0.305ZX5+0.304ZX6+0.304ZX7+0.303ZX8+0.301ZX9+0.299ZX10+0.277ZX11Y2＝-0.067ZX1-0.039ZX2+0.035ZX3-0.141ZX4-0.022ZX5-0.130ZX6+0.026ZX7-0.084ZX8-0.255ZX9-0.195ZX10+0.925ZX11Y3＝-0.151ZX1+0.171ZX2-0.203ZX3-0.147ZX4+0.139ZX5+0.000ZX6+0.175ZX7-0.474ZX8-0.255ZX9＋0.733ZX10+0.028ZX11其中ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5、ZX6、ZX7、ZX8、ZX9ZX10、ZX11分別為各原始變量的標(biāo)準(zhǔn)化值。表5為我國(guó)高等教育在1995年至2006年中各投入主成分得分。從第一主成分投入總量來(lái)看，1995年第一主成分得分最低，值為-3.027，2006年最高，值為6.352，說(shuō)明我國(guó)高等教育政府投入規(guī)模在總量上呈現(xiàn)逐年增加的趨勢(shì)。從第二主成分資產(chǎn)投入要素來(lái)看，資產(chǎn)投入并不是呈逐漸增大趨勢(shì)，而是波動(dòng)起伏，得分最高為2000年的0.401，最低為1999年的-0.989。因?yàn)槲覈?guó)高等教育從1999年開(kāi)始大規(guī)模擴(kuò)張，2000年各高校都進(jìn)行大規(guī)模的資產(chǎn)投入，這與我國(guó)高等教育發(fā)展實(shí)際情況相一致。從第三主成分科研投入要素來(lái)看，得分最高的為1996年，值為0.172，得分最低的為1999年，值為-0.247。說(shuō)明1999年隨著高等教育規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大，高等學(xué)校的科研投入并沒(méi)有進(jìn)一步增加，與其他投入相比，科研投入份額相對(duì)過(guò)低，投入規(guī)模相對(duì)滯后。二、1995-2006年中國(guó)高等教育產(chǎn)出分析大學(xué)的職能是什么？19世紀(jì)的紐曼(Newman)把大學(xué)視為傳授普通學(xué)問(wèn)的場(chǎng)所，洪堡(WilhelmvonHumboldt)認(rèn)為教育是為從事科學(xué)研究的機(jī)構(gòu)，雅斯貝爾斯(Jaspers，Karl)把大學(xué)視為追求真理的社團(tuán)。20世紀(jì)初，威斯康星大學(xué)校長(zhǎng)范·海斯(CharlesR.VanHise)指出，“教學(xué)、科研和服務(wù)都是大學(xué)的主要職能。更為重要的是，作為一所州立大學(xué)，它必須考慮每一項(xiàng)社會(huì)職能的實(shí)際價(jià)值，換句話說(shuō)，它的教學(xué)、科研和服務(wù)都應(yīng)考慮州的實(shí)際需要”。美國(guó)當(dāng)代著名的高等教育學(xué)家科爾(Clarkkerr)提出了“多元化巨型大學(xué)”的概念，認(rèn)為大學(xué)的職能是一個(gè)錯(cuò)綜復(fù)雜的網(wǎng)絡(luò)，包括生產(chǎn)性職能、消費(fèi)性職能和公民職能。他認(rèn)為大學(xué)的職能是動(dòng)態(tài)、發(fā)展的，而不是靜止不變的；大學(xué)的職能是復(fù)雜多樣的。科爾認(rèn)為，雖然人才培養(yǎng)是大學(xué)的基本功能，但由于大學(xué)的職能越來(lái)越多樣化，大學(xué)的人才培養(yǎng)已由原來(lái)的中心地位降了下來(lái)，“教學(xué)越來(lái)越不是中心了，研究則越來(lái)越重”④。可見(jiàn)大學(xué)的理念是一個(gè)歷史的范疇。到現(xiàn)在，人們對(duì)大學(xué)的定位基本已經(jīng)有一個(gè)統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，即教學(xué)、科研和社會(huì)服務(wù)。當(dāng)今時(shí)代，教育理念的公共性和產(chǎn)業(yè)性日益明顯。人們已經(jīng)把教育看成一是種生產(chǎn)性投資并作為一種基礎(chǔ)性、先導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)來(lái)經(jīng)營(yíng)，這是因?yàn)楣残耘c產(chǎn)業(yè)性是教育客觀屬性的兩大領(lǐng)域。只重視公共性而忽視產(chǎn)業(yè)性，教育會(huì)失去強(qiáng)勁的發(fā)展動(dòng)力；只重視產(chǎn)業(yè)性而忽視公共性，教育會(huì)偏離其本質(zhì)方向。尤其是高等教育更具有產(chǎn)業(yè)投資性特征。但作為一種特殊產(chǎn)業(yè)，高等教育投資具有超前性與滯后性的雙重特點(diǎn)。一方面，教育要適度超前發(fā)展；另一方面教育對(duì)社會(huì)的承諾、責(zé)任和貢獻(xiàn)又需要一定時(shí)間周期來(lái)完成。這就決定了對(duì)高等教育產(chǎn)出評(píng)價(jià)的復(fù)雜性。如就人才培養(yǎng)而言，其產(chǎn)出是以單純的學(xué)生數(shù)量為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，還是以學(xué)生是否作出重大貢獻(xiàn)或?qū)W生的質(zhì)量為評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)；同時(shí)考慮到人才培養(yǎng)、科技創(chuàng)新、社會(huì)服務(wù)的長(zhǎng)期特點(diǎn)，評(píng)估高等教育產(chǎn)出的周期到底要多長(zhǎng)？這些都是我們值得思考的問(wèn)題。因?yàn)槟稠?xiàng)科研成果的價(jià)值可能在數(shù)年或更長(zhǎng)時(shí)間后才能被認(rèn)識(shí)?；趯?duì)高等教育大學(xué)職能和產(chǎn)出特性的認(rèn)識(shí)，我們把高等教育產(chǎn)出要素歸納為三大類(lèi)，即人才培養(yǎng)、科學(xué)研究和社會(huì)服務(wù)。一是人才培養(yǎng)。一般來(lái)說(shuō)，人才培養(yǎng)選擇的是畢業(yè)生的人數(shù)，但考慮到高等教育的主要工作任務(wù)及大學(xué)生從培養(yǎng)到產(chǎn)出的長(zhǎng)周期性，我們選擇在校生數(shù)作為一個(gè)產(chǎn)出指標(biāo)。雖然成果以畢業(yè)生的形式展現(xiàn)比較直觀，但是學(xué)生在學(xué)校每年都受到教育，相當(dāng)于會(huì)計(jì)學(xué)中具有一定完工程度的產(chǎn)品已經(jīng)可以折算產(chǎn)出成果⑤。由于各類(lèi)學(xué)生在培養(yǎng)上各有側(cè)重，我們將在校學(xué)生分為研究生、本專(zhuān)科生、成教學(xué)生三類(lèi)，以體現(xiàn)高等教育培養(yǎng)人才的多樣性和差異性。二是科學(xué)研究。我們采用國(guó)家科研活動(dòng)成果統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)并將人文、社會(huì)科學(xué)與自然科學(xué)中的成果如專(zhuān)著、論文、應(yīng)用成果明顯區(qū)分。三是社會(huì)服務(wù)。隨著產(chǎn)學(xué)研一體化的發(fā)展和深入，高等院校開(kāi)展了多種形式的技術(shù)咨詢(xún)、技術(shù)服務(wù)、專(zhuān)利轉(zhuǎn)讓等社會(huì)服務(wù)活動(dòng)，其準(zhǔn)確的社會(huì)價(jià)值難以估量。本文以現(xiàn)行的高等教育統(tǒng)計(jì)資料為依據(jù)，以當(dāng)年實(shí)際技術(shù)轉(zhuǎn)讓收入和專(zhuān)利出售項(xiàng)作為作為衡量指標(biāo)。根據(jù)以上分類(lèi)，我們把高等教育產(chǎn)出的指標(biāo)體系歸納為兩個(gè)一級(jí)指標(biāo)，即絕對(duì)產(chǎn)出指標(biāo)和相對(duì)產(chǎn)出指標(biāo)及相應(yīng)的15個(gè)二級(jí)指標(biāo)。其中絕對(duì)產(chǎn)出二級(jí)指標(biāo)包括：全日制在校本專(zhuān)科生數(shù)(B1，單位：萬(wàn)人)、全日制在校研究生數(shù)(B2，單位：萬(wàn)人)、成教學(xué)生數(shù)(B3，單位：萬(wàn)人)、人文社科專(zhuān)著(B4，單位：部)、人文社科論文(B5，單位：篇)、人文社科成果(B6，單位：項(xiàng))、自然科學(xué)專(zhuān)著(B7，單位：部)、自然科學(xué)論文(B8，單位：篇)、自然科學(xué)成果(B9，單位：項(xiàng))、專(zhuān)利技術(shù)出售(B10，單位：項(xiàng))、技術(shù)轉(zhuǎn)讓收入(B11，單位：億元)；相對(duì)產(chǎn)出指標(biāo)二級(jí)指標(biāo)包括：大專(zhuān)以上文化人口比重(B12，單位：％)、每十萬(wàn)人口接受高等教育平均在校生人數(shù)(B13，單位：人)、高等教育毛入學(xué)率(B14，單位：％)、大學(xué)畢業(yè)生一次就業(yè)率(B15，單位：％)。通過(guò)查閱相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料，我們得到了1995-2006年我國(guó)高等教育產(chǎn)出總表，為簡(jiǎn)便起見(jiàn)，表中金額均為當(dāng)年價(jià)格，并沒(méi)有換算為可比價(jià)格(表6)。我們選取在校本科生數(shù)(X1)、在校研究生數(shù)(X2)、成教生數(shù)(X3)、人文社科專(zhuān)著(X4)、人文社科論文(X5)、人文社會(huì)成果(X6)、自然科學(xué)專(zhuān)著(X7)、自然科學(xué)論文(X8)、自然科學(xué)成果(X9)、專(zhuān)利技術(shù)出售(X10)、技術(shù)轉(zhuǎn)讓收入(X11)等11個(gè)指標(biāo)作為變量來(lái)考察中國(guó)高等教育的產(chǎn)出狀況。表7給出了11個(gè)原始變量之間的相關(guān)性及檢驗(yàn)結(jié)果。上半部分相關(guān)系數(shù)矩陣中存在著許多比較高的相關(guān)系數(shù)。下半部分中的相關(guān)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)的p值存在大量小于0.05的值，這些都說(shuō)明原始變量之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性，具有進(jìn)行因子分析的必要性。同時(shí)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量KMO的值等于0.686，Bartlett球形檢驗(yàn)的p值為0.000，也說(shuō)明本案中的數(shù)據(jù)比較適合進(jìn)行因子分析。從產(chǎn)出變量共同度來(lái)看，幾乎所有的變量共同度都在90％以上，說(shuō)明提取的因子已經(jīng)包含了原始變量的大部分信息，提取因子的效果比較理想。表8顯示了各因子對(duì)應(yīng)的特征根。前三個(gè)因子解釋了95.423％的方差，即11個(gè)指標(biāo)可以綜合為3個(gè)主成分，它們的累計(jì)貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到95.423％。表9為三個(gè)投入主成分的特征向量矩陣。從產(chǎn)出主成分的特征向量我們可以看到：在第一主成分中，各因子對(duì)高等教育產(chǎn)出均產(chǎn)生積極作用，而且權(quán)重較為均衡，如在校本科生的權(quán)重為0.330，自然科學(xué)專(zhuān)著的權(quán)重為0.304。由于在統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中我們采用的產(chǎn)出計(jì)量要素均為總量要素，因此，我們可以把這一產(chǎn)出主成分歸納為總量產(chǎn)出主成分(F1)。在第二主成分中，自然科學(xué)專(zhuān)著、人文社科專(zhuān)著、專(zhuān)利技術(shù)出售權(quán)重較大，而自然科學(xué)成果和人文社科成果起到一定的負(fù)面作用。這些成果的產(chǎn)生與市場(chǎng)有著較大的聯(lián)系，因?yàn)榇罅康淖匀豢茖W(xué)領(lǐng)域的教師可以通過(guò)出版學(xué)術(shù)專(zhuān)著而獲得大筆收入，并且現(xiàn)在的學(xué)者們已經(jīng)開(kāi)始改變囿于學(xué)術(shù)象牙塔內(nèi)做學(xué)問(wèn)的傳統(tǒng)觀念，與市場(chǎng)開(kāi)始緊密結(jié)合，對(duì)專(zhuān)利發(fā)明開(kāi)始有了更多的興趣，并從市場(chǎng)上獲得學(xué)術(shù)科研的可觀補(bǔ)償。人文社科領(lǐng)域的教師同樣也可以根據(jù)市場(chǎng)需求出版學(xué)術(shù)專(zhuān)著獲得收益。因此，我們把這一主成分歸納為市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出主成分(F2)。第三主成分中，自然科學(xué)成果、人文社科成果、自然科學(xué)論文、人文社科論文權(quán)重較大，這些產(chǎn)出與學(xué)術(shù)本身、學(xué)術(shù)道德責(zé)任有很大關(guān)系，我們把它歸納為學(xué)術(shù)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出主成分(F3)。根據(jù)上表我們可以把上述三個(gè)產(chǎn)出主成分Y1、Y2、Y3的表示為：Y1＝0.330ZX1+0.326ZX2+0.324ZX3+0.322ZX4+0.316ZX5+0.307ZX6+0.304ZX7+0.295ZX8+0.282ZX9+0.278ZX10-0.213ZX11Y2＝0.040ZX1+0.198ZX2+0.221ZX3+0.035ZX4-0.119ZX5-0.294ZX6+0.390ZX7-0.321ZX8-0.409ZX9+0.499ZX10+0.372ZX11Y3=0.043ZX1+0.037ZX2+0.012ZX3-0.049ZX4+0.066ZX5+0.151ZX6-0.085ZX7+0.222ZX8+0.533ZX9-0.094ZX10+0.289ZX11其中ZX1、ZX2、ZX3、ZX4、ZX5、ZX6、ZX7、ZX8、ZX9、ZX10、ZX11分別為各原始變量的標(biāo)準(zhǔn)化值。表10為我國(guó)高等教育在1995年至2006年中各產(chǎn)出主成分得分。從總量產(chǎn)出主成分F1得分看，我國(guó)高等教育總量得分主成分逐年提高，說(shuō)明我國(guó)高等教育總量產(chǎn)出日益增加，高等教育在規(guī)模擴(kuò)張的同時(shí)，取得了一定的規(guī)模效益，為社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作出了應(yīng)有的貢獻(xiàn)。從市場(chǎng)導(dǎo)向性科研產(chǎn)出成分得分看，各年得分基本呈現(xiàn)增加趨勢(shì)，但中間也有波動(dòng)，最高為2005年的1.714，最低為2000年的-1.548分。從學(xué)術(shù)性科研產(chǎn)出主成分得分看，最高為2003年的1.345分，最低為1997年的-1.443分。而從2000年開(kāi)始，學(xué)術(shù)性科研主成分得分基本上逐漸減少，這與高等教育經(jīng)費(fèi)投資緊縮有一定的關(guān)系，2006年開(kāi)始回升，但增加緩慢。三、中國(guó)高等教育1995-2006年投入產(chǎn)出回歸分析通過(guò)對(duì)我國(guó)高等教育規(guī)模擴(kuò)張過(guò)程中的投入與產(chǎn)出的內(nèi)部結(jié)構(gòu)解析，我們得到了比較明確的高等教育投入產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)資料。但這些數(shù)據(jù)之間有沒(méi)有內(nèi)在必然聯(lián)系，即投入產(chǎn)出之間是否存在某種依存關(guān)系？由此我們將通過(guò)主成分得分的回歸分析對(duì)其作進(jìn)一步的探討。1.高等教育總量產(chǎn)出與各投入主成分之間的回歸分析根據(jù)主成分得分我們可以建立如下回歸模型：設(shè)總量產(chǎn)出為O，總量投入為I，資產(chǎn)投入為I1，科研投入I2，假定三個(gè)投入因素都與總量產(chǎn)出存在內(nèi)在必然聯(lián)系，因?yàn)橹鞒煞值梅志阎行幕?，故假設(shè)模型為：O＝a*I+b*I1+c*I2。通過(guò)回歸分析，我們得到其主成分回歸分析模型結(jié)果如下：＝0.981，F(xiàn)＝136.475。表11為總量產(chǎn)出與各投入主成分回歸分析參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。顯然在1％顯著水平下，資產(chǎn)投入量I1和和科研投入量I2對(duì)因變量總量產(chǎn)出O沒(méi)有起到積極作用，資產(chǎn)投入、科研投入與總量產(chǎn)出的關(guān)系不能通過(guò)檢驗(yàn)。為此將模型調(diào)整為：O＝a*I，估計(jì)后得到回歸方程的R2＝0.975，F(xiàn)＝397.779。其主成分回歸分析的參數(shù)估計(jì)及檢驗(yàn)假設(shè)結(jié)果如表12所示。顯然在1％的顯著水平下，總投入量I對(duì)總量產(chǎn)出O起積極作用，總投入量和總產(chǎn)出量的關(guān)系通過(guò)了檢驗(yàn)。說(shuō)明我國(guó)高等教育投入產(chǎn)出總量之間存在較高的相關(guān)度，而總量產(chǎn)出和與科研投入未見(jiàn)明顯的相關(guān)性。進(jìn)一步采用科布—道格拉斯(Cobb—Douglas)生產(chǎn)函數(shù)理論分析我國(guó)高等教育的投入產(chǎn)出，可以得到我國(guó)高等教育1995-2006年呈現(xiàn)出如下的一些特點(diǎn)：資本投入結(jié)構(gòu)和勞動(dòng)投入結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)出的影響作用差異較大，資本投入結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)出幾乎不產(chǎn)生影響，而勞動(dòng)投入的結(jié)構(gòu)對(duì)產(chǎn)出的影響作用明顯。勞動(dòng)產(chǎn)出的彈性大于資本產(chǎn)出的彈性，而總體說(shuō)來(lái)，我國(guó)高等教育產(chǎn)出是具有規(guī)模效益。在Cobb—Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性之和大于1，即當(dāng)資本和勞動(dòng)同時(shí)增加1％時(shí)，產(chǎn)出大于1.278％。⑥可以說(shuō)，我國(guó)高等教育產(chǎn)出量的增加依賴(lài)于投入量的增加，從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，可以說(shuō)我國(guó)的高等教育增長(zhǎng)方式還是處于是一種粗放型的增長(zhǎng)方式，內(nèi)涵式增長(zhǎng)方式還有待進(jìn)一步加強(qiáng)。2.高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出與投入主成分之間的回歸分析假設(shè)高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出為O1，總量投入為I，資產(chǎn)投入為I1，科研投入I2，又設(shè)高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出與總量投入、資產(chǎn)投入、科研投入的模型為：O1=aI+bI1+cI2。通過(guò)主成分回歸分析得到回歸方程的＝0.847，方差F＝14.744。主成分回歸分析的參數(shù)估計(jì)及其檢驗(yàn)假設(shè)結(jié)果如表13。顯然在1％的顯著性水平下資產(chǎn)投入量、科研投入量與高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出的關(guān)系不能通過(guò)檢驗(yàn)。經(jīng)調(diào)整得到其模型為：O1=aI，此時(shí)主成分分析得到回歸方程的R2＝0.827，F(xiàn)＝47.839。主成分回歸分析的參數(shù)估計(jì)及其檢驗(yàn)假設(shè)結(jié)果如表14。此時(shí)總投入量與高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出的依存關(guān)系密切，通過(guò)了假設(shè)檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，高等教育的市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出仍然與國(guó)家高等教育的總投入量關(guān)系很大，而與資產(chǎn)投入量、科研投入量關(guān)系是很不密切，高等教育資產(chǎn)投入量和科研投入量與高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出沒(méi)有明顯的依賴(lài)關(guān)系。3.高等教育學(xué)術(shù)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出與投入主成分之間的回歸分析假設(shè)高等教育學(xué)術(shù)導(dǎo)向性科研產(chǎn)出為O2，總量投入為I，資產(chǎn)投入為I1，科研投入I2，又設(shè)高等教育市場(chǎng)導(dǎo)向型科研產(chǎn)出與總量投入、資產(chǎn)投入、科研投入的模型為：O2=aI+bI1+cI2。主成分回歸分析得到回歸方程的R2＝0.569，方差F＝3.515。主成分回歸分析的參數(shù)估計(jì)及其檢驗(yàn)假設(shè)結(jié)果如表15。顯然在1％的顯著水平之下，所有投入要素與學(xué)術(shù)性成果產(chǎn)出的關(guān)系均不能通過(guò)檢驗(yàn)。說(shuō)明學(xué)術(shù)型高等教育產(chǎn)出與各投入之間并不都呈對(duì)應(yīng)關(guān)系。這表