社会教育与学校教育论文范文

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一、资料分析与结果

(一)变量选择与数据处理学校教育与社会教育的关系必然反映在两者的规模上，也就是说，学校教育的规模会对社会教育的规模产生影响，反之亦然。所以，本文选取了民国时期的学校数量及社会教育数量作为变量来反映两者的关系。文中涉及的数据来源于1934年版的《第一次中国教育年鉴》及1948年版的《第二次中国教育年鉴》，其中包括1912—1945年社会教育组织、高等学校、中等学校及小学校的数量。1928年以前部分年份数据缺失，本文事先利用最小平方法得到其估计值，最终得到1912—1945年完整的时间序列，并利用Eviews7．2对所选取的数据进行处理。

(二)时间序列的单位根检验首先，我们考虑学校教育与社会教育之间是否存在着相关关系。运用计量软件Eviews7．2，对社会教育组织(SJZZ)、学校教育(XXZZ)、高等学校(GDXX)、中等学校(ZDXX)及小学校(XXX)的时间序列进行相关性检验，得到它们的相关系数矩阵如表1所示。由表1可知，社会教育与学校教育具有较强的相关性。具体到各层面，社会教育与中等学校及小学校具有较强的相关性，小学校与中等学校、高等学校三者之间存在较高的相关性。其中，高等学校与中等学校的相关性高于高等学校与小学校相关性，但小于中等学校与小学校的相关性。值得注意的是，社会教育与小学校的相关系数一样，这主要是因为小学校的数量在学校教育中占了非常大的比例，小学校数量几乎等于学校教育总量。虽然学校教育与社会教育存在较高的相关性，但它们之间具体相关关系的得出，需要对它们建立合适的回归方程。具体步骤为:第一，检验原时间序列的平稳性。采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)方法对小学校、中等学校和高等学校及社会教育组织，4个变量的原时间序列进行检验，结果发现在1%、5%、10%三个显著水平下全部包含单位根(见表2)，表明原时间序列均为非平稳的时间序列。第二，检验一阶差分时间序列的平稳性。对4个变量的原时间序列进行一阶差分并进行ADF检验，结果显示在1%、5%、10%三个显著水平下都是平稳的序列(见表2)，即4个变量都是I(1)过程(即一阶单整)，可进一步对它们之间的协整关系进行检验。

(三)模型的建立及协整关系检验首先，采用Johansen协整检验方法，并根据赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)来确定VAR模型的最佳滞后期，结果如表3所示。由表3可知，在LR、FPE、AIC、SC、HQ等5个评价最佳滞后期的指标中，有4个显示最佳滞后期数为3，据此建立VAR(3)模型并对序列进行Johansen协整检验:首先计算回归方程的迹值，然后与不存在协整关系、存在一个协整关系和存在两个协整关系等假设前提下的迹值比较，如果回归方程的迹值大于假设条件下的临界值时，那么就拒绝其前提假设;反之，则接受其前提假设。Johansen协整关系结果如表4所示。从表4可知，在显著性水平5%下只拒绝了4个变量不存在协整关系的假设，也就是说在5%的水平下有且只有一个协整关系，对于最大特征值的统计量检验也得出相同结论。进行回归分析后结果得到表5所示结果，据此可以写出社会教育与其他变量的协整方程。这个方程是长期均衡方程，u^t是误差修正项。从所估计的方程中可以看出，中等学校和小学校对社会教育有明显的促进作用。这可能是由于中小学的数量庞大，分布较广所致。由上文可知，学校主要为社会教育提供师资和场地，因此其规模越大，能够为社会教育提供的资源就越多，就越能促进社会教育发展。在高等学校和中等学校不变的情况下，小学校增加1%，则社会教育组织约增加78．5%。在高等学习和小学校不变的情况下，中等学校增加1%，则社会教育组织约增加267%。高等教育则对社会教育有很强的抑制作用。这可能是高等学校的建立需要太多的资源从而挤占了社会教育的资源所致。在中等学校和小学不变的情况下，高等学校增加1%，社会教育将减少22823．35%。不过由于小学数量大大超过中学的数量，所以虽然其增加比率较小，但从总量来看，其对社会教育产生的作用比中学产生的作用要大。而高等教育由于总体规模不大，其对社会教育的总体影响也不大。

(四)Granger因果检验根据Johansen协整检验可知，社会教育组织、高等学校、中等学校和小学校存在一个长期稳定的均衡关系，但是并没有得出4个变量之间是否存在因果关系，因此需要进一步对变量社会教育组织、高等学校、中等学校和小学校进行Granger因果检验。选择由VAR(3)模型进行Granger因果检验，得到表6结果。根据检验结果，在5%的显著水平上，小学校是中等学校变化的原因，中等学校也是小学校变化的原因。小学校是社会教育变化的原因，但社会教育不是小学校变化的原因。综合以上分析，可以认为学校教育对社会教育具有较大的影响，其中又以小学校对社会教育的影响较大，是社会教育的Granger原因。社会教育对学校教育具有较弱的影响，不是学校教育的Granger原因。这与上述相关系数的检验结果相呼应，也符合两者关系动态变化的事实，即虽然学校教育与社会教育具有互补性依赖，但是双方依赖的强度是不一样的，社会教育显然更加依赖于学校教育。资源依赖理论认为，对资源决定权控制的集中和资源对组织的重要性共同决定了一方对另一方的依赖程度［4］。社会教育向提供学校教育提供的某些资源并不是关键或必须的，如图书馆、博物馆、电影院等等。而有些资源对学校教育来说可以从很多渠道获得，如研究材料的来源和验证的场地、就业和实习机会等等。社会教育仅是社会活动中的极小部分，对学校教育的发展不能起决定性的影响作用。而学校教育则是社会教育存在的基础，学校教育提供的理论来源、师资、场地和设备等等，都是社会教育所必须拥有的。其中最重要的师资，绝大部分都是由学校培养或直接提供。因此，社会教育对学校教育的依赖程度，要远高于学校教育对社会教育的依赖程度。也就说学校教育对社会教育的影响要远大于社会教育对学校教育的影响。其中又以小学校对社会教育的影响最大，这是由两者之间的关系所决定的。社会教育的一大任务是要对失学成人开展补习教育。而这些失学成人之所以失学，主要原因便是小学教育不发达，义务教育没有得到切实的实行。从这个角度看，两者应该是一种竞争关系，即小学校的发展会抑制社会教育的发展，但是上述协整方程的结果告诉我们小学对社会教育具有促进作用。而且小学校与社会教育历年的发展过程告诉我们，两者之间也不是一直呈现反向变动的趋势。如图1所示小学校与社会教育的相对规模变化呈现4个比较明显的阶段:1912—1928年，1928—1936年，1936—1940年，1940—1949年。在4个阶段中，只有第一阶段和第四阶段符合小学校对社会教育具有抑制作用的竞争性特征，即呈现负相关。但在第二和第三阶段，小学校表现出对社会教育具有促进作用的特征，即呈现正相关。结合学校教育与社会教育的动态关系变化可知［3］，在弱共生阶段，即在1912—1928年和1940—1949年两个时期，小学校对社会教育表现出抑制性，而在强共生阶段，即1928—1936年和1936—1940年两个时期，小学校对社会教育表现出促进作用。根据资源依赖理论，社会教育对学校教育特别是小学校具有较强的依赖性，这就解释了为什么小学校是社会教育的Granger原因，而社会教育不是小学校的Granger原因，双方的竞争性与共生性关系的变化趋势，解释了两者的相对规模变化趋势。

二、结论

要了解民国时期的学校教育与社会教育的关系，需要从静态和动态两个层面进行分析。本文主要从静态分析入手，得出两者的VAR模型及协整方程，进而动态分析了模型中体现出来的结果，研究表明:第一，从两者的静态关系来看，高等学校和中等学校不是社会教育的Granger原因，社会教育也不是高等学校和中等学校的Granger原因。小学校是社会教育的Granger原因，社会教育不是小学校的Granger原因。第二，从影响的效果来看，学校对社会教育的影响要大于社会教育对学校的影响。高等学校对社会教育具有很强的抑制作用，中等学校和小学校对社会教育具有较强的促进作用。但是从对社会教育实际产生的效果来看，小学校对社会教育影响最大，中等学校次之，高等学校最小，这与三者的比例结构是一致的。第三，从动态关系来看，1912—1928年，学校教育与社会教育主要呈现竞争性关系，表现为小学校对社会教育具有抑制作用。1928—1939年主要呈现共生性关系，表现为小学校对社会教育具有较强的促进作用。而1939—1946年，两者又呈现竞争性关系，表现为小学校对社会教育具有很强的抑制作用。以上结论说明了民国时期的学校教育与社会教育之间存在着重要的关系，这种关系要求我们不能孤立地对某一方面进行研究，而是应该在两者的关系互动中开展民国教育史的研究。同时，我们应当考虑，如何看待当代学校教育与社会教育的地位与作用、如何协调学校教育与社会教育的资源分配、如何让现在的学校发挥更大的社会服务功能等等问题。而通过对学校教育与社会教育的关系的实证分析，将会对这些问题的解决有重要的借鉴意义。

作者：熊文渊单位：广东金融学院