原创《普通高校专任教师队伍结构对教育影响的计量分析》
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一、 问题提出
高等教育自1999年开始大规模扩招, 毛入学率在不断攀升, 截止 2013 年, 全国范围内各类在校接受高等教育的人数达到3460万人, 高等教育毛入学率达到 34.5%.随着高等教育的发展, 学校将主要注意力放在了解决高等教育规模扩张所带来的硬件和软件不足问题上, 其重点之一就是解决教师数量严重不足的问题, 而伴随高等教育的大规模扩招带来的教师结构问题成为不可回避的问题.教师在教育发展中扮演的角色至关重要, 合理的师资队伍结构是教育供给侧结构性改革顺利进行的关键.李庆丰对1997-2006年的高校专任教师队伍结构进行了系统分析, 认为专任教师队伍年龄结构趋于年轻化,教师学历层次在不断提升, 专任教师职称结构得到一定程度的改善, 但教师队伍仍然处于持续年轻化和学历层次提高的过程当中.［1］ 何刚对高校教师队伍结构的各个方面进行了系统的分析.［2］ 柳洪琼对教师队伍结构进行横向和纵向的划分.［3］ 尽管已有研究对普通高校教师队伍的理想化结构已有很多构想, 但少有学者对教师队伍结构和教育发展之间的关系进行计量分析.在供给侧改革的大环境下, 对专任教师队伍的结构进行量化分析是提高高等教育教学质量的关键所在, 是时展的客观要求, 有一定的现实意义.因此我们以1992-2013年为时间序列, 应用 Eviews6.0 软件, 采用向量自回归 （VAR） 计量经济模型对普通高校专任教师队伍结构 （年龄结构、 职称结构、 学历结构） 对教育发展的影响进行分析, 期望研究结果对优化高校教师结构、 提高教育质量有所借鉴.为保证研究的可行性, 特将普通高校专任教师的年龄、 学历、 职称分别用二分法进行划分.年龄根据世卫组织的划分方法分为中青年教师和老年教师, 中青年教师为60岁及以下教师, 61岁及以上为老年教师； 学历划分为高学历和低学历, 本科以上学历为高学历, 本科及以下为低学历； 职称结构划分为高级职称和低级职称, 正高级职称和副高级职称为高级职称, 中级职称、 初级职称和无职称统一划分为低级职称.
二、 变量选取和模型选择
（一） 变量选择
为了研究专任教师队伍结构对教育发展的实际作用效果, 我们利用相关的统计数据, 运用计量经济模型对作用关系进行实证分析.从研究目的出发,特别选取教育的输出端人力资本存量作为衡量教育发展的指标, 输入端选取高等院校专任教师的年龄结构、 职称结构、 学历结构为专任教师队伍结构的指标.考虑到数据的可信性和可获得性, 将样本区间定为1992-2013年.
1.教育发展
本变量为内生变量, 在这里选取人力资本存量为指标衡量教育的发展.人力资本存量的计算采用应用最广泛的教育存量法来计算, 平均受教育年限为人力资本存量的数量表现.平均受教育年限的计算方法是将劳动力人口划分为不同的受教育程度等级, 并根据不同等级的学制赋予不同的受教育年限,用各层级的劳动力人口乘以相应的受教育年限求和再对劳动力总人口取平均值求得.原始数据来源为1992-2013年的 《中国教育统计年鉴》 .文中将劳动力分为文盲或半文盲、 小学、 初中、 高中、 大专及以上几个层级, 其相应的学制分别为2、 6、 3、 3、 4.5年,则其受教育年限分别为2、 8、 11、 14、 18.5年, 那么人力资本存量的计算公式为：
H t 等于 ∑i等于15HE it h i （式1）
式中i等于1、 2、 3、 4、 5, 分别表示学历为文盲或半文盲、 小学、 初中、 高中、 大专及以上, H t 为t年人力资本总存量, HE it 为第 t 年 i 学历层次劳动力的人数,h i 为第i学历水平的受教育年限.
那么, 劳动力的平均受教育年限可以表示为：
H at 等于 ∑i等于15HE it h i∑i等于15HE it（式2）［4］
2.高等教育专任教师队伍结构
此变量为外生变量, 选取高等教育院校专任教师的年龄结构、 职称结构、 学历结构为指标, 对教育发展和专任教师队伍之间的关系进行实证分析.原始数据来源为 1992-2013 年的 《中国人口和就业统计年鉴》 .
为了缓解时间序列数据的异方差性, 特对文中的数据取对数以避免变量的波动.
（二） VAR模型选择
考虑到变量之间的相互影响和变量的滞后效应, 我们采用西姆斯 （Sims） 提出的向量自回归 （VAR模型:Vector Auto regression model） 计量模型来估计变量之间的长期均衡关系［5］ .VAR模型常用于预测随机扰动项对相关联的时间序列的动态冲击, 以便于解释各类冲击对解释变量造成的影响, 不含外生变量的向量自回归模型的基本表达式如下:
Y t 等于A 1 Y t-1 +A 2 Y t-2 ……A p Y t-p +ε+ε t （式3）
式中 Y t 为内生变量向量, p 为滞后阶数, ε 为常数项, ε t 为随机误差项, A p 为待估参数矩阵.
（三） 研究假设
通过对 《中国教育统计年鉴》 和 《中国人口和就业统计年鉴》 的统计分析, 我们提出以下三个假设,并在下文的分析中加以验证.
假设 1： 教师年龄结构对教育发展有正向促进作用, 且老年教师作用效果更显著.
假设 2： 高学历专任教师对教育发展具有正向促进作用, 且作用效果显著.
假设3： 教师职称对教育发展的作用效果不显著.
三、 计量分析
（一） VAR模型的建立
在对相关变量进行长期稳定关系分析之前, 为避免存在伪回归现象, 我们对时间序列进行平稳性检验, 将年龄变量 （age） 划分为中青年 （Low age） 和老 年（High age）、 学 历 变 量 划 分 为 高 学 历（Higheducation） 和低学历 （Low education） 、 职称变量划分为高级职称 （High title） 和低级职称 （Low title） .运用 Eviews6.0 软件, 采用单位根检验对 1992-2013 年的时间序列数据的平稳性进行检验.检验结果显示各变量在自身水平上有单位根存在, 是非平稳序列； 但在对其进行一阶差分后进行单位根检验, 结果显示其一阶差分均为平稳序列.因此, 可以继续对其进行分析.
经过对数据的平稳性检验, 确定出滞后阶数为1 的 VAR （1） 模型, 对其参数矩阵进行估算可知, 滞后阶数为 1 的 VAR 模型中各变量的 R-squared 值均在95%以上, Adj. R-squared也都在85%以上, 表示拟合优度较高, 即模型的拟合度较好, 可以真实地反映出各变量之间的相互影响程度.再对VAR （1） 模型进行滞后性检验, 检验结果表明模型是显著的, 且所有被估计模型中特征根模的倒数都小于 1, 都处于单位圆之内.由此可见, 该 VAR （1） 模型的结构是稳定的.但F-statistic值较大, 并不能排除滞后项联合统计显著的假设, 因此特别对滞后项进行排除检验.结果表明, 一阶滞后中各元素相应的 p 值都非常小, 非常显著.因此, 各变量与估计系数间是联合显著的, 即存在该阶滞后项.通过以上分析可知, 建立的VAR模型是可信的, 可进行下一步的分析.
（二） 脉冲响应分析
基于 VAR （1） 模型, 运用 Eviews6.0 得到专任教师队伍结构对教育发展不同指数冲击的响应轨迹.图1是运用脉冲响应函数的渐进解析法由VAR（1） 系统生成的专任教师队伍结构与教育发展之间的脉冲响应函数合成图.图 1 分别呈现了基于VAR 模型的专任教师队伍中中青年 （LLA） 和老年（LHA） 、 高学历 （LHE） 和低学历 （LLE） 、 高级职称（LHT） 和低级职称 （LLT） 教师分别对教育发展的脉冲响应轨迹.图中横轴显示脉冲响应函数的冲击作用的滞后期间(单位： 年), 纵轴表示响应程度, 实线表示相应变量的脉冲响应函数, 虚线表示变量的双倍标准差的偏离线.
1.专任教师年龄结构对教育发展冲击的动态响应过程
由图1可知, 老年教师 （LHA） 比例对教育发展加上一个标准差的正向冲击之后, 在第 1期至第4期皆处于负向影响阶段, 响应程度从-0.4开始直至第4期上升为零, 第 4 期至第 5 期处于调整阶段, 第 5 期以后呈现出正向上升的趋势, 即老年教师从短期来看对教育发展是有负向效应的, 但从长远来看则会出现正向效应.中青年教师 （LLA） 比例对教育发展加上一个标准差的正向冲击之后, 在第1期至第5期皆处于负向影响阶段, 响应程度小于零, 从第5期开始响应程度处于上升趋势, 且反应出比老年组教师更快的增长速度, 但由于其产生的正向效应滞后期间较长, 对教育发展的反应敏感度较差.根据脉冲响应分析可知, 教师年龄结构对教育发展有正向促进作用, 且老年教师的作用效果更显著, 假设1成立.
2.专任教师职称结构对教育发展冲击的动态响应过程
由图1可知, 高级职称 （LHT） 教师比例对教育发展加上一个标准差的正向冲击之后, 从第1期开始至第4期响应程度都为负值, 从第4期以后呈现出平稳上升的趋势.低级职称 （LLT） 反应和高级职称类似,但其在第6期时才由负向效应转变为正向效应, 且增长速度略慢于高级职称增速, 职称对教育发展的作用效果较为显著, 其中影响较为显著的是高级职称教师, 与假设3相背离, 假设3不成立.
3.专任教师学历结构对教育发展冲击的动态响应过程
由图 1 可知, 高学历 （LHE） 教师比例对教育发展加上一个标准差的正向冲击之后, 响应程度从第1期的-0.25开始至第2期反向增大, 第2期之后处于正向增大过程, 直至第5期变为零, 之后响应程度为正, 表现出上升趋势.低学历 （LLE） 的响应从第 1期的 0.3 开始, 在第 1 期和第 2 期之间处于调整阶段, 未有明显的变化, 第2期至第3期呈现出下降趋势, 第 3 期以后维持负值不变.因此, 从长远来看,高学历教师对教育发展具有正向效应, 低学历教师对教育发展具有负向效应.假设2为高学历专任教师对教育发展具有正向促进作用, 且作用效果显著.由图 1 可验证假设 2 的前半部分成立, 但高学历教师对教育发展的正向促进作用不显著.因此,通过专任教师队伍学历结构的脉冲响应分析可知,假设2与实证检验结果不符.
（三） 方差分解分析
下文中运用方差分解技术分析了专任教师队伍结构对教育发展的贡献率, 可以反映出单个外生变量的更新对于内生变量的贡献度, 具有相对的效果, 结果清晰可见.
由表1可知, 在LHC的方差分解中, 第1期教育发展 （LHC） 受自身波动冲击100%的影响, 尽管自身的扰动逐渐发生变化, 但一直在发挥主要作用； 专任教师队伍结构各变量在第1期中均对教育发展没有任何贡献； 教育发展 （LHC） 从第 2 期开始逐渐受到影响, 波动较大, 对它的扰动较强, 自第 2 期之后变化幅度较小, 扰动较弱.老年教师 （LHA） 对教育发展的扰动在第1期至第10期期间扰动幅度较大, 并逐年增大, 第 2 期至第 5 期各期增长幅度较大, 第 5期至第 9 期呈现平稳增长态势, 第 9 期到第 10 期趋于平稳, 无明显变化.中青年教师 （LLA） 对教育发展的扰动较小, 第 1 期至第 2 期扰动较大, 第 3 期又呈下降趋势, 之后处于缓慢增长阶段, 贡献率较低且增长缓慢.高级职称教师 （LHT） 对教育发展的扰动在 第 1 期 无 任 何 贡 献 , 在 第 2 期 迅 速 增 长 为8.64165%, 贡献率达到最高, 至第 5 期又在逐渐减小, 第 5 期以后趋于稳定, 贡献率在 6%左右.低级职称教师 （LLT） 对教育发展的扰动较小, 第1至第3期处于上升趋势, 第 3 至第 6 期处于下降趋势, 第 6期之后在1.1%左右趋于平稳.高学历教师 （LHE） 对教育发展的扰动整体较小, 未超过1%, 在第1至第3期之间处于上升状态, 第3期达到最大 （0.76623%） ,后又逐渐减小.低学历教师 （LLE） 对教育发展的扰动最小, 均未超过0.2%.
四、 研究结论
立足于前文中的数据积累以及模型选择, 对影响教育发展的普通高校专任教师队伍结构因素 （年龄因素、 职称因素、 学历因素） 进行分类分析、 综合脉冲响应分析以及方差分析, 可得出如下结论：
（一） 教育发展 （LHC） 受自身波动的影响最大
由方差分解结果可知, 第 1 期教育发展 （LHC）受自身波动冲击100%的影响, 尽管自身的扰动在发生变化, 从100%缓慢下降至76.99%, 但一直在所有的变量中发挥主要作用.
（二） 对教育发展贡献率排在第二的是教师的年龄因素
由脉冲响应函数以及方差分析的综合结果可知, 长远看来, 老年教师 （LHA） 对教育发展是有正向效应的, 且高于教师结构中的其他因素, 中青年教师对教育发展在整个过程中也是正向效应, 但与老年教师的影响程度相比影响作用效果不显著.因此, 与前文中的假设1相符.
（三） 对教育发展贡献率排在第三的是教师的职称因素
由脉冲响应函数以及方差分析的综合结果可知, 教师职称结构对教育发展的影响较为显著, 其中高级职称教师 （LHT） 对教育发展的响应较快, 贡献率较高且长期处于平稳状态, 低级职称教师对教育发展为负向影响.因此, 实证分析结果与假设 3相背离.
（四） 对教育发展贡献率最低的是教师的受教育程度因素
由脉冲响应函数可知, 高学历教师对教育的发展从长远看来是有正向效应的, 低学历教师对教育发展的响应是负向的； 再由方差分析的结果可知,虽然教师的受教育程度对教育发展的贡献率普遍比较低, 但是高学历教师 （LHE） 对教育发展的贡献率还是远远高于低学历教师 （LLE） , 其中高学历专任教师对教育发展具有正向促进作用, 但作用效果不显著.因此, 实证分析结果与假设2相背离.
五、 启示
教师在教育发展中扮演的角色至关重要, 如何优化教师队伍结构无疑是教育供给侧结构性改革顺利进行的关键.本文以教育供给侧结构性改革为背景, 应用Excel以及Eviews6.0对1992-2013年的专任教师队伍结构对教育发展的影响进行了实证分析, 根据以上分析结果, 得到如下启示：
（一） 加强教师间的交流, 使中青年教师发挥砥柱作用
由实证分析可知, 专任教师结构中老年教师（LHA） 对教育发展是有正向效应的, 且高于教师结构中的其他因素.1992-2013 年间, 我国高等教育专任教师年龄结构呈现出 “鱼状” 分布, 即头大、 尾巴小的分布, 40 岁以下教师平均占 60%以上, 60 岁以上的所占比例不超过5%.中青年教师所占比例较大, 老年教师所占比例很小, 在教学过程中中青年教师比例过高难以保证教学质量稳步提高.结合以上实证分析结果, 面对老年教师的高产出以及教师年龄的断层化分布现状, 为保证教育的更高、更快发展, 应大力加强对高校青年教师的专业化培养.要建立科学可行、 符合国情的高校青年教师“德业” 能力协同发展模式, 促进青年教师全面发展.［6］ 积极促进老年教师和中青年教师的交流与合作, 在面临老年教师退休的强大压力下, 使青年教师在不断的学习和交流中更好地发挥自身优势, 充分发挥砥柱作用, 为教育发展作出更大贡献.
（二） 加强职称考核, 优化专任教师职称结构
教师的专业化发展过程中教师作为 “经济人” ,对高薪高职称有所向往在所难免.由以上分析可知, 对教育发展影响排在第三的教师结构因素是职称, 其中高级职称教师 （LHT） 对教育发展的响应较快, 贡献率较高且长期处于平稳状态.我国普通高等教育专任教师队伍职称结构呈现出 “梭状分布” ,即呈现中间大、 两头小的分布, 直至2013年, 高级职称教师所占比例约为50%.由此可见, 我国高等教育专任教师队伍的职结构称还有待向高职称发展.为此, 可以适当给青年教师多提供职称评定机会, 以增加其工作积极性； 给高职称教师施加适当的职称考核压力, 避免职业倦怠的出现.总之, 要不断地优化我国专任教师的职称结构, 使教师在提高职称的同时强化自身专业素养.
（三） 避免过度教育, 加强教师专业化发展
由以上实证分析结果可知, 专任教师的受教育程度对教育发展的影响是教师队伍结构中最不显著的因素, 专任教师的受教育程度对教育发展的贡献率普遍比较低.1992-2013 年间, 我国高校本科学历专任教师虽处于主导地位, 但比例有所下降,本科及以下学历专任教师所占比例在不断减小, 硕士研究生以及博士研究生学历教师所占比例在不断增加, 至2011年已经达到50%.结合我国高等教育专任教师受教育程度现状以及实证分析结果, 应避免过度教育现象的出现.对于高学历贡献率较高的领域可适当增加学历要求, 对于专任教师的学历要求应适度地降低, 降低教师在受教育过程中国家财政以及个人的教育经济压力, 缩短受教育时间, 提高边际效益, 可将重心转移至教师队伍的专业化发展上去.要建立教师专业发展支持系统, 组建教师专业发展社群, 完善教师专业发展评价制度, 使教师专业化发展取得成效.［7］
参考文献：
［1］ 李庆丰. 加强青年教师教学能力培养是提高高等教育质量的当务之急 — —基于 1997-2006 年间普通高校专任教师队伍结构之量化分析 ［J］ .中国高教研究, 2008, （6） ： 52-55.
［2］ 何刚. 优化高校教师队伍结构 ［J］ . 人才开发, 2002, （9） ： 11-12.
［3］ 柳洪琼. 新升本科院校教师结构定位探讨［J］ . 合肥工业大学学报 （社会科学版） , 2005, （4） ：28-31.
［4］ 王善迈, 袁连生.建立规范的义务教育财政转移支付制度 ［J］ .教育研究, 2002, （6） ： 4-5.
［5］ 梁军. 教育发展对中国经济增长影响的实证分析 — —基于 1980-2006 年的时间序列数据 ［J］ .教育学报, 2009, （4） ： 104-106.
［6］ 常亮, 李成恩.高校青年教师 “德业” 能力协同发展模式研究 ［J］ .现代教育管理, 2015, （9） ： 75.
［7］ 李娜. 高校教师专业发展过程中组织支持的缺失与应对 ［J］ .现代教育管理, 2016, （8） ： 82.
（责任编辑： 徐治中； 责任校对： 杨 玉）
教育发展论文参考资料：
本文点评，此文是一篇关于教育发展方面的大学硕士和本科毕业论文以及教师队伍和教育发展和计量分析相关教育发展论文开题报告范文和职称论文写作参考文献资料。
