职业教育与经济发展的耦合模型_职业技术教育与县

职业教育与经济发展的耦合模型_职业技术教育与县

第二节　职业教育与经济发展的耦合模型

一、耦合系统

图4-1　职业教育与经济发展耦合系统图(www.guayunfan.com)

二、系统动力学模型

公式4.1中，G0为前期经济发展总量，I为经济发展实体（如企业）的收入。这种收入的增加与前期经济总量成正比，a>0，为比例常数。当前期经济总量为零时，企业没有生存基础。

公式4.2中，G0意义同前，F为政府的财政收入。财政收入增加与前期经济总量成正比，b>0，为比例常数。当前期经济总量为零时，政府没有财政收入。

公式4.3中，F意义同前，E为外界对职业教育的投资。这种投资与财政收入成反比，即地方财政收入越高，对教育投入占财政收入的比例越小，c>0，为比例常数。当地方财政仅能满足基础需求时，要求其对职业教育投入是困难的。

公式4.4中，I、E意义同前，E为外界对职业教育的投资。这种投资与企业收入成反比，即企业收入越高，对职业教育投入占企业收入的比例越小，e>0，为比例常数。当企业收入仅能满足企业生存时，要求其对职业教育投资是困难的。

公式4.5中，E意义同前，T为技术进步总量。因为职业教育的作用，技术进步的增加值与原有对职业教育的投入成正比，f>0，为比例常数。假设当教育投入为零时，难有技术进步。

公式4.6中，E意义同前，N为技术劳动力产出量。因为职业教育的作用，技术劳动力的增加值与原有职业教育投入成正比，g>0，为比例常数。假设当对职业教育的投入为零时，难有技术工人产生。

公式4.7中，E意义同前，M为企业管理提高量。因为职业教育的作用，企业管理提高量与原有职业教育投入成正比，h>0，为比例常数。假设当对职业教育的投入为零时，难有企业管理水平提高。

公式4.8中，T意义同前，G1为后期经济发展总量。因为技术进步的作用，后期经济发展总量与技术进步总量成正比，i>0，为比例常数。假设当技术进步为零时，后期经济发展总量为零。

公式4.9中，N、G1意义同前。因为技术工人的作用，后期经济发展总量与技术工人产出量成正比，j>0，为比例常数。假设当技术工人产出量为零时，后期经济发展总量为零。

公式4.9中，M、G1意义同前。因为企业管理提高的作用，后期经济发展总量与企业管理提高量成正比，k>0，为比例常数。假设当企业管理水平没有提高时，后期经济发展总量为零。

将公式4.1～公式4.4求积，并计算2次几何平均后得：

其中：A=ab，I=a（G0）2，F=b（G02

将公式4.5～公式4.10求积，并计算3次几何平均后得

其中：B=3，T=fE2　，N=gE2 ，M=hE2

将公式4.10和公式4.11相乘得：

对公式4.12求关于E的2阶导数得：

公式4.13　（G1）" E = 3BE2

对公式4.13求关于G0的2阶导数得：

公式4.14表明，职业教育对经济发展的作用是加速的，如图4-2所示。

图4-2

在公式4.14中，若前期经济发展中如果对职业教育不投入，那么职业教育投入增加为零，这表明，只对教育之外的部门，如经济实体或城市建设等部门增加投入对经济发展的作用是减速的，如图4-3所示。

图4-3

三、计量实证

下面我们利用宁夏回族自治区吴忠市利通区、青铜峡市和其他县市相关教育统计资料来验证上述理论模型假设。

利通区、青铜峡市是宁夏回族自治区县域经济比较发达的两个县（市、区）。1985年以来，这两个地区的县域职业教育从未间断过，由于数据资料完整，同时它们的经济在地理位置和地缘政治上都处于承上启下的地位，基于这种代表性，我们的研究从这里着手。

表4-1　吴忠市利通区、青铜峡市教育统计资料1

表4-2　吴忠市利通区、青铜峡市教育统计资料2

表4-3　吴忠市利通区、青铜峡市教育统计资料3

注：表4-1～表4-3资料来源于《宁夏回族自治区教育统计手册》（1980-2005）。

我们以SPSS13.0为计量工具对4-1～表4-3资料数据进行如下处理：

1. 对利通区经济发展与职业教育相关数据利用多元逐步线性回归法和向前逐步线性回归法进行计量分析。涉及变量如下：

t 表示年份。t=1885～2005共计21年。

ls 表示利通区职业技术教育当年学校数。

li 表示利通区职业技术教育当年招生数。

lp 表示利通区职业技术教育当年在校生数。

lo 表示利通区职业技术教育当年毕业生数。

ltn 表示利通区职业技术教育当年教师数。

lg 表示利通区职业技术教育当年GDP。

alg 表示利通区职业技术教育当年人均GDP。

olcc 表示利通区文化教育当年相对投入。

alcc 表示利通区文化教育当年人均绝对投入。

lg1 表示利通区下一年人均GDP。

alo 表示利通区职业技术教育当年平均毕业生数的千倍放大。

qo 表示青铜峡职业技术教育当年毕业生数。

qg 表示青铜峡职业技术教育当年GDP。

qg1 表示青铜峡职业技术教育当年下一年GDP。

表4-4　模型综合分析表 Model SummaryC

a.Predictors：（Constant），alcc

b.Predictors：（Constant），alcc，lo

c.Dependent Varlable：alg

表4-5　方差分析表 ANOVAC

a.Predictors：（Constant），alcc

b.Predictors：（Constant），alcc，lo

c.Dependent Varlable：alg

表4-6　回归系数表 Coefficientsa

a. Ddpendent Variable：alg

表4-7　被排除变量表 Excluded Variables C

a.Predictors in the Model：（Constant），alcc

b.Predictors in the Model：（Constant），lo

c.Ddpendent Variable：alg

图4-4　吴忠市利通区人均GDP残差标准正态分布图

图4-5　经济发展与职业教育多元回归标准预测值分布图

分析结果及过程解释如下：

a.取显著水平为0.05时，经过两次逐步回归，排除5个变量得到多元回归方程如下：

公式4.15　alg =-0.084+57.956alcc-0.005lo

b.回归拟合优度RSquare为0.954，显著水平检验sig=0.000<0.05，

复相关系数R为0.977，F检验为185.138，常数项、alcc、lo的t检验分别为-2.762、13.215、-2.730。这些检验结果均表明，该线性回归方程的变量关系是比较显著的，模拟现实的计量性状是比较好的。即政府对职业教育的投入alcc和职业教育本身的产出lo对经济发展具有最重要的作用。

c.DW检验结果为1.590（0.83=dL 线性相关。<>

表4-8 Correlations

**.Correlation is significant at the 0.01 level

2. 吴忠市利通区经济发展与职业教育的非线性回归分析

我们对alo与lg进行二次曲线回归。

表4-9　Model Summary and Parameter Estimates

The independent variable is alo.

从表4-9中可以看出显著水平检验通过sig=0.05，回归拟合优度RSquare为0.449较差，这是因为职业教育与普通教育统计资料相互影响，且收集不易所至。二次参数为8339.273>0，表明职业教育产出lo对经济发展alg的作用具有加速趋势，如图4-5所示。

图4-6 利通区alo与lg二次平滑曲线图

同时，我们对前期经济发展lg与后期经济发展lg1进行二次曲线回归后发现经济投入本身对经济发展的作用是减速的，如表4-10和图4-6所示。

表4-10　lg与lg1二次回归模型参数估计表 Model Summary and Parameter Estimates

The independent variable is lg.

图4-7　利通区lg与lg1二次平滑曲线图

另外，我们对青铜峡市教育与经济相关数据也进行二次曲线回归。

表4-11　qo与qg二次回归模型参数估计表 Model Summary and Parameter Estimates

The independent variable is qo.

从表4-11可以看出显著水平检验通过sig=0.05，回归拟合优度RSquare为0.569较差，这是因为职业教育与普通教育统计资料相互影响，且收集不易所至。二次参数为5.008>0，表明职业教育产出qo对经济发展qg的作用具有加速趋势，如图4-7所示。

图4-8　青铜峡qo与qg二次平滑曲线图

同时，我们对前期经济发展qg与后期经济发展qg1进行二次曲线回归后发现经济投入本身对经济发展的作用也是加速的，但职业教育对经济发展的弹性与前期经济对后期经济发展的弹性之比（为5.008/（0.56*10-7*qo/qg1）>1，职业教育对经济发展的作用从长远看来远远大于经济发展对自身的作用。这也是青铜峡职业教育对经济发展重要作用的综合表现，如表4-12和图4-8所示。

表4-12　qg与qg1二次回归模型参数估计表 Model Summary and Parameter Estimates

The independent variable is qg.

图4-9　青铜峡qg与qg1二次平滑曲线图