数学教育教学经验总结范文1
关键词：教育结构；国民经济；线性回归
一、变量与数据的选取
新古典经济增长理论告诉我们，产出主要取决于资本存量，劳动力和技术水平。而这三者都与人口及其素质有很大关系。
人均国内生产总值综合代表了一个国家和地区的经济和社会发展水平,它是衡量经济发展水平的重要指标。所以，可以采用人均国内生产总值作为被解释变量。教育结构的则可用各层次学校的的在校生人数来描述。所以，我选用普通本、专科学校，中等职业学校及普通中学普通小学在校学生数为解释变量。
考虑到我国各地区的学校尤其是大专院校分布极为不均，东西部生产力差异巨大，而且人口流动相当迅速，采用截面数据已不能够说明不同的教育程度即教育结构对国内生产总值的影响。因此，我选取了从1985年至2009年的时间序列数据。（85年以前由于改革力度较大，故不宜采用。所用数据均来自中经网统计数据库）
二、模型设定
可把该模型设定为双对数模型，β系数为受教育程度不同规模对人均GDP的弹性。经济意义仍然成立。因此，可设定模型为：lnY=β0+β1ln X1+β2ln X2 +β3lnX3+μ
其中：
Y：人均国内生产总值GDP
X1：普通本、专科在校学生人数
X2：中等职业学校在校学生人数
X3：普通中学在校学生人数
三、模型检验与修正
（1）协整检验
对lnY，ln X1，ln X2 ，lnX3分别进行单位根检验。发现，它们都是非平稳序列。而且，lnY，lnX2是二阶单整序列，ln X1，ln X3是一阶单整序列。因此，它们之间可能存在协整。
用OLS方法得到估计的回归模型为：
logY=-10.04816+ 0.127732log X1+ 2.302361logX2 +0.431924logX3 +e对残差项e进行ADF检验
从检验结果看，在1%，5%，10%三个显著性水平下，单位根检验的临界值分别为-3.752946，-2.998064，-2.638752，t检验统计量值-4.079661小于相应临界值，残差e不存在单位根，从而表明变量之间是协整的关系。所以，模型设定应是正确的。
（2）异方差ARCH检验
（n-1）R2 = 0.470381，在a=0.05下，查卡方分布表的临界值χ20.05 (1)=3.8415，
（n -1）R2
（3）自相关检验及修正
对样本为25，三个解释变量模型，5%显著水平，查DW统计表可知，dl=1.123，du=1.654，模型DW=1.367896
采用广义差分法对自相关进行修正。得到回归结果为：
经过广义差分法修正后，DW值有所提高，自相关得到一定消弱
现在样本为24个，dl=1.013，du=1.775，DW=1.676698
采用科克伦-奥克特迭代法进行修正。
经过三次迭代后，得到回归方程为：
四、模型分析与建议
从模型方程中可看出：
首先，模型的可决系数，修正可决系数及F值都很高。这说明该模型的拟合优度效果不错，即各层次学校在校生人数对人均国内生产总值的联合影响是显著的。
其次，X1 X2 X3的系数均为正，且t值都较为显著，即各个不同层次学校的在校学生数对人均国内生产总值都有一定的贡献。其中，中等职业教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为2.106119，说明中等职业教育对国民经济的增长有规模效应。普通本专科教育的规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.419733l，说明高等教育对国民经济的增长并没有达到应有的效果。普通中学的教育规模对人均国内生产总值的变化弹性为0.360592，这与人们的普遍认知是一致的。
中等职业教育的规模的变化对人均国内生产总值的变化弹性最大，而高等教育和初等教育的规模的变化对人均国内生产总值规模的变化弹性均很小，这与西方一些国家如大力发展职业教育的德国的发展经验是一致的。因此，国家应当大力加强对中等职业教育的支持，把普及九年义务教育提升到普及中等职业教育，这样才能更大的促进GDP的增长。此外，模型还表明高等教育对国民经济的贡献明显不足，这说明高等教育的成果并未能有效地转化为生产力。国家应当加大对高等教育的改革，以期使高等教育发挥其对国民经济应有的贡献。
参考文献：
[1]伍德里奇.计量经济学导论[M].北京：中国人民大学出版社，2009.
数学教育教学经验总结范文2
【关键词】政府教育投资 经济增长 贡献率
一、教育投资与经济增长概述
教育投资是投入教育领域中用于培养不同熟练程度的后备劳动力和各种专门人才以及提高人的劳动能力的人力和物力的货币表现。经济增长是指经济的人均产出或收入增加以及经济结构的变化。教育作为国民经济核算中一个重要的服务部门，它的发展本质上是经济增长的一部分，对经济增长有着不可替代的促进作用。
二、我国政府教育支出与经济增长关系的实证研究
（一）我国政府教育投资现状
表1
数据来源：国家统计局：《2012年中国统计年鉴》，中国统计出版社，2012版。
政府教育投资是政府投资的重要组成部分，是政府投资中用于教育的那一部分。政府教育投资总量主要包括国家财政预算内教育投资和预算外教育经费投入两部分。在此，我们采用我国1978年至2010年的数据，发现，自1978年起，我国政府教育投资总量的绝对值不断增加，2010年政府教育投资总量达到13490亿元，是1978年76亿元的177.5倍，这个增长率是相当大的。而国内生产总值和财政支出总额2010年的值与1978年的值相比分别增长了110.15倍和80.10倍，尽管二者的增速很快，但是仍然低于政府教育投资的增长速度。从这些数据中可以看出，我国的政府教育投资不仅其绝对量有明显的增长，而且政府教育投资的增长速度快于国民经济的增长速度。
从表1中我们可以看出，从1978年到2010年，我国的国内生产总值绝对量在不断增加，人们的生活越来越好了，国家财政支出和政府教育投资的绝对值也一直处于上升的趋势。与此同时，政府教育投资占财政支出的比重也一直不断增加，但是，政府教育投资占GDP的比重却是先上升后下降又上升的。
（二）政府教育投资与我国GDP总量之间的相关分析与因果关系检验
本文以国家统计局的1978年至2010年的统计数据为基础，对政府教育投资与GDP总量之间进行的简单相关分析表明，两者之间的Pearson相关系数高达0.99，显然，政府教育投资与GDP总量之间确实存在着十分紧密的内在依存联系。图1显示的政府教育投资与GDP总量之间相关关系的散点图也有力地证明了这一点。
图1 1978～2010年我国政府教育投资与GDP关系的散点图
进一步，本文以1978-2010年之间GDP和政府教育投资（用EDU表示）为研究对象，用最小二乘法进行回归，由输出结果得到的拟合方程如下：
GDP=30.80EDU+15474.99
（4.42） （36.89）
从估计的结果可以看出，模型的拟合较好，可决系数R2=0.98，表明模型在整体上拟合的比较好。系数显著性检验：对于β1而言，t统计量为4.42；给定显著性水平α=0.05，查t分布表，在自由度为33-2=31下，得临界值t（0.025）=2.04，t>t（0.025），拒绝原假设H0：β1=0，即接受β1=14.35，表明政府教育投资对GDP增长有比较显著的影响。由DW=0.16，给定显著性水平α=0.05，查Durbin-Watson表，n=33，k（解释变量个数）=1，得下限临界值dL=1.38，上限临界值dU=1.51，因为DW统计量为0.16
图2 GDP对政府教育投资简单线性回归的残差趋势图
图2是在简单线性回归模型下GDP对政府教育投资回归的残差趋势图。图2结果显示，其残差项的估计值是相继若干个负的以后跟着相继若干个正的，表明回归模型的残差确实存在着高度的正自相关，这也与DW检验的结果一致。
上述分析结果表明，中国政府教育投资与GDP之间存在的内在依存关系并不是简单的线性回归关系，因而不能采用简单线性回归模型来揭示政府教育投资与GDP增长率之间的内在依存关系。
因此，我们对其进行自相关的修正方法，我们得到了比较理想的结果。因此，我们选用修正的模型：
lnGDP=0.20+0.53lnEDU
（5.50） （8.27） R2=0.51
该模型是消除了自相关后的模型，它表明政府教育投资每增加1%，GDP平均增长0.53%。通过检验可以看出，该模型每个参数都是显著的。
通过前面的分析可以看出政府教育投资与GDP总量之间存在着十分密切的内在依存关系，下面将用Granger Causality因果关系检验法来考查政府教育投资与GDP总量之间的关系。表3的结果表明，对于“GDP变化不是引起政府教育投资变化的原因”这一假设检验，其F统计值足够大，通过了显著性检验，有理由拒绝“GDP变化不是引起政府教育投资变化的原因”这一原假设。对于“政府教育投资变化不是引起GDP变化的原因”这一假设检验，在0.1的显著性水平上我们也有理由拒绝“政府教育投资变化不是引起GDP变化的原因”这一原假设。因此，可以得出结论：政府教育投资与GDP总量之间存在着互为因果关系，即GDP变化是引起政府教育投资变化的原因，同时，政府教育投资变化也是引起GDP变化的原因。
表3 Granger Causality因果关系检验结果
三、结论
（一）我国政府教育投资与经济增长存在非线性的正相关关系
通过对我国政府教育投资和GDP使用最小二乘法进行回归的结果可以看出，我国政府教育投资和经济增长之间存在着正相关关系，政府教育投资的增长会引起GDP的增长，而且这种关系是非线性的。
（二）我国政府教育投资与经济增长密切相关
从格兰杰因果关系检验的结果可以明确地得出，我国政府教育投资和实际经济增长之间稳定地存在着互动的均衡关系，政府教育投资的波动与经济增长的波动总是高度密切相关的。政府教育投资的增长能够带来国内生产总值的增长，同时，国内生产总值的增长也能带来政府教育投资的增长。
（三）我国政府教育投资占GDP的比重较低
我国政府教育投资占GDP的比重平均为2.37%，而发达国家这一比重一般在6%左右，很显然我国与发达国家相比还相差很多。政府教育投资作为国内教育投资的主渠道，在全国教育投入占有相当大的比重。要想发展我国的教育事业，要想我国经济更好更快的发展，各级政府必须重视教育，加大教育投入力度，提高政府教育投资占GDP的比重。
（四）教育投融资体制改革迫在眉睫
综合前面三条结论，我国政府教育投资与经济增长密切相关，但是其投资量和投资效率与发达国家相比还有很大的差距，而且目前我国政府教育经费面临的压力已非常大，仅靠单纯的政府财政支出已无法解决这一问题，因此我国急需通过改革政府在教育方面的投融资体制从质上和量上来对其进行优化，教育投融资体制改革迫在眉睫。
参考文献
[1]李莹.我国公共教育支出与经济增长关系的实证分析――基于财政性教育支出的视角[J].山西财政税务专科学校学报，2011年12月，13（6）.
[2]范柏乃，来雄翔.中国教育投资对经济增长贡献率研究[J].浙江大学学报，2005年7月，35（4）.
[3]黄晗，冯烽.我国政府教育投资与经济增长的实证研究[J].统计与决策，2011（18）.
[4]姚益龙，刘晋华，谢中秋.教育对经济增长贡献的中美比较研究――给予Feder模型的实证检验[J].学术研究，2011（12）.
[5]夏杰长.中国教育投资对GDP增长贡献率的实证分析及其财政政策选择[J].扬州大学税务学院学报，2002（9）.
数学教育教学经验总结范文3
关键词:协整检验;格兰杰因果检验;VECM;教育投资;经济增长
中图分类号:F832.48 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2010)26-0115-02
教育投资与经济增长之间的关系是社会的热点话题之一。国内学者对教育投资和经济增长关系的研究很多,但是同时对两者分别进行长短期因果关系检验的研究比较少。本文以EViews为分析工具,以国家统计局的1990―2009年度的统计数据为基础,运用单位根检验、协整检验等一系列统计方法和模型对我国的实际数据进行定量研究,揭示中国教育投资与经济增长之间的内在依存关系,并根据VEC建立误差修正模型,对两者进行长短期的因果关系检验。最后,本文提出优化教育投资结构和提高教育投资效率的策略。
一、研究思路
本文通过建立教育投资和GDP的向量误差修正模型(VECM),接着采用格兰杰(Granger-causality)因果关系法来检验教育投资和经济增长间是否具有因果关系。同时,通过在向量误差修正(VECM)中使用这种检验方法,从而可以得到长期和短期两方面的检验结果。在进行格兰杰检验之前,本文探讨了教育投资和经济增长之间存在协整关系。
二、变量及数据的选取
在我国,教育投入的形式多样,而政府是我国教育投资的主体。所以,文本采用财政性教育经费,能够在一定程度上反映我国公共教育投资水平。本文采用GDP来客观反映我国的经济增长情况,鉴于数据的可得性和连续性,本文采用按当年价格计算的GDP值。本文所涉及的数据来源于国家统计年鉴。
三、实证分析
本文采用1990―2009年之间GDP和财政性教育经费作为研究对象,探讨两者之间的长短期因果关系。
(一)协整检验
本文对GDP和财政性教育经费取对数,用变量LNG表示GDP的对数,LNE表示教育经费的对数。1990―2009年,教育投资和经济增长之间保持稳步增长的趋势,两者有着相似的运行轨迹。接下来,本文对1990―2009年之间教育投资和经济增长变量进行协整分析。
第一,根据协整理论,在建立协整模型前必须进行序列的单位根检验。根据LNG和LNE的一阶差分和二阶差分的曲线图,大致上可以判断两者都是二阶平稳的序列。
第二,用Johansen方法对LNG和LNE两个变量进行协整检验。从如下表中的检验结果可以看出,在10%的显著性水平下,Johansen协整检验的迹检验和最大特征值检验都表明GDP和教育投资之间存在协整关系。从而在统计上验证了GDP和教育投资之间确实存在长期稳定的关系。
估计的标准化后的协整关系为:
LNG=LNE*(-0.84811)
依据标准化后的协整关系系数,本文进行指数转换,可以得到GDP与ED之间存在1/0.1586的关系,则说明从上期来看,经济每增长1%,则教育投资增长0.1586%。
(二)VECM
根据以上对两个变量的协整关系检验,我们发现,财政性教育经费和经济增长之间存在一个协整关系。因此,我们可以构建向量误差修正模型(VECM)对两者进行短期和长期的Granger因果关系检验。
先确定VAR模型的最优滞后阶数。本文似然比检验(LR)、AIC、SC、HQ准则等多种确定向量自回归(VAR)滞后阶数。根据准则,我们确定在VAR中滞后阶数p的值为2,从而VECM中的滞后阶数为1阶。于是,我们根据EVIEWS软件的操作,可以得到的VECM的表达式为:
D(LNE)t=-0.07447D(LNE)t-1+0.644382D(LNG)t-1+0.076436+0.005959 ECMt-1 式(1)
D(LNE)t=-0.304372D(LNE)t-1+0.920163D(LNE)t-1+0.060813-0.238205 ECMt-1 式(2)
ECMt-1=LNGt-1-0.537990LNEt-1-7.140491 式(3)
(三)Granger-causality检验
进一步探讨教育投资增长率与国内生产总值增长率的因果关系。我们给出教育投资和经济发展之间的长短期Granger因果关系检验。本文将针对误差修正项ECM的系数的检验作为长期格兰杰检验,针对滞后内生变量的系数的检验作为短期格兰杰检验。检验结果如下表所示:
从结果中可以看出,教育投资和经济增长之间的长期 Granger 因果关系是双向的;而教育投资和经济增长之间的短期 Granger 因果关系是单方向的。从短期来看,经济增长是教育投资发生变化的原因,教育投资增长率不是国内生产总值增长率的格兰杰原因,教育投资的增加对经济增长没有显著影响。
四、结论和对策
我们在VECM模型的基础上检验了中国教育投资与经济增长之间的长期、短期因果关系。根据以上的检验结果,我们可以得到以下结论。
第一,从长期来看,教育投资和经济增长间存在双向的长期因果关系。根据前面得到的协整关系,当教育投资每增加1%时,经济将会增长6.30517024%。由于教育投资的增加,教育通过知识演变出知识经济,促进技术的进步进而促进经济增长。当经济每增长1%时,教育投资将增加0.1586%,在经济不断发展的过程中,教育的投入会不断增加。
第二,从短期看,经济增长对教育投资的增加有一定的促进作用,但是教育投资对经济增长的作用不明显。结合我国的实情,其原因可能有两个:一是教育投资总量始终偏低。在我国,教育投资总量虽然逐年递增,但教育投入水平依然较低,教育经费短缺的矛盾仍很突出,集中表现在我国教育投入占GDP的比重显著低于世界平均水平。二是我国教育投资的结构不合理。长期以来,人们对教育投资问题的关注焦点是教育投资的总量,忽视了教育投资的结构和教育资源的优化配置。教育投资的结构不合理,则不仅不能发挥教育资源的应有作用,反而可能会降低整个经济大系统的运行效率。
第三,从VECM模型中可以看出,误差修正项对经济增长的影响系数为-0.238205,说明模型误差修正系数具有反向修正机制,可知经济增长变动受到协整方程的约束,对长期均衡关系的偏离会在下一期得到修正。误差修正项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。这种关系说明,经济增长自身有着自动向均衡水平调整的趋势,而且两者之间的这种长期均衡机制进行自动调节的力度比较大;误差修正项对教育投资的影响系数为 0.005959,总投资对经济增长的偏离对投资的影响是正向的,说明总投资正向依赖于经济增长的变化。
通过以上分析,我们认为,我国政府在注意增加教育投资的同时,应增强教育投资的立法力度,不断优化教育投资结构。政府应该充分发挥我国教育投资在推动经济增长中的积极作用,对教育投资的结构和教育资源的使用效率问题给予更高程度的关注。
参考文献:
[1] 于忠江,王元福.教育投资与经济增长的关系――以河南省为例的研究[J].商场现代化,2009,(571).
[2] 翁莉娟.我国教育投资与经济增长的协整分析与误差修正模型[J]. 数学的实践与认识,2008,38(10).
[3] 张秋菊,朱钟棣.跨国外包的承接与我国技术进步关系的实证分析――基于VECM的长、短期因果关系检验[J].世界经济研究,2008,(6).
[4] 陈荣达.基于ECM的Granger因果检验框定依赖实证分析[J].武汉理工大学学报,2007,29(2).
数学教育教学经验总结范文4
【关键词】农村教育，初等教育状况，农村经济增长
一、引言
改革开放以来，中国在各方面都取得惊人的成就，现如今，中国已进入经济飞速发展的新时代。在中国这个拥有14亿国民的大国中，农村人口占据8亿之多，可见农村劳动力仍是我国经济发展的主力军，是能够为我国经济发展创造又一个奇迹的主体，因此对农村问题的关注与有效解决也是对我国经济发展问题的关注与有效解决。近年来，国家对于教育问题的高度重视与大力支持，掀起了政界及学界对于农村整体教育状况的广泛关注。农村教育问题的研究已经远远超出了农村、农业和农民的范畴，而是与整个国家的经济发展息息相关。然而，农村地区落后的教育一直被认为是制约农村经济发展的重要原因之一。在报告中提出要实施“乡村振兴”战略，在此背景下，研究农村教育的发展状况能够为我国农村教育政策的制定指明方向，向乡村振兴的美好目标努力。
二、研究现状
农村教育问题一直受到国内学者的广泛关注。王德文（2003）从中国农村义务教育的现状、问题出发，指出农村义务教育所面临的挑战，并对农村义务教育的出路作了分析。许丽英、袁桂林（2006）在实地调研中发现教育资源配置不合理与资源配置效率低下并存在农村地区普遍存在。除此之外，教师收入保障的缺失、农村教育经费使用不当等问题也制约着我国农村义务教育发展的进程（孟庆瑜，2008）。王雪平等（2008）对全国各地的教育投入差异进行分析，发现农村居民文教娱乐用品及服务的支出与第一产业产值占GDP比重之间存在着较大的因果关系，认为缩小地区教育差距应是实现传统农业经济转型的根本保证，从而真正缩小地区经济发展差距。现阶段教育改革是农村工作的一大重点，在当前城镇化背景下教育改革有其必要性和重要性（张帆等，2015）。
三、指标评价与理论分析框架
据不完全统计，从1985年《中共中央关于教育体制改革的决定》正式颁布起至今，国务院制定颁布的有关农村教育或涉及农村教育的重大政策法规多达十几个，表明国家对于农村教育的高度重视。由于农村地区的特殊性，国家对农村教育的建设重点放在初等教育领域。为对农村初等教育发展状况进行研究，本文运用到以下指标：
（一）农村中小学学校数量及专任教师数量
农村中小学学校数量以及专任教师数量可以有效地反映农村地区教育资源拥有的情况。多年来农村教育资源的变化情况可以直观反映出农村教育的发展变化状况。
（二）农村中小学毕业生数量
农村中小学毕业生数量反映了在农村地区接受并完成初等教育的青少年数量的多少。农村地区的情况较为复杂，根据以往的研究表明，农村地区相比于城镇地区具有更高的辍学率，很多青少年不能完整地接受教育。因此，农村中小学招生数量对于反映农村教育发展状况意义不大，相比之下，农村中小学毕业生数量更具有代表性。
（三）农村居民人均文教活动总支出
农村居民人均文教活动总支出一定程度能够反映农村居民对于农村教育发展的回馈情况。通过对农村居民人均文教活动总支出进行分析，能够了解农村居民对于农村教育的支付程度，从侧面反映了农村居民对于农村教育的认识程度以及重视程度。
（四）农村教育经费投入
农村教育经费及经费组成反映了农村教育经费的投入情况。一般地，经费来源主要有国家财政性教育拨款、社会捐赠、学费收入以及其他教育经费。各部分教育经费的比重大小，能够反映各部分经费在农村教育发展过程中所作出的贡献大小，由此也反映出社会的不同群体对于农村教育发展的重视程度与支持力度。
四、数据和方法
（一）数据
本文的数据来源于1983年—2017的《中国教育统计年鉴》和国家统计局所统计的年度统计数据。
（二）方法
本文用Excel对数据进行整合，并通过作图显示所选数据的变化趋势来进行分析，用Evies软件将进行回归分析，探究农村初等教育发展状况的内在联系。
五、实证结果及分析
（一）农村教育资源的变化
图1、图2分别反映了农村中小学学校的数量以及专任教师数量的变化趋势。1983年以来，农村小学专任教师队伍经历了先壮大后快速缩小的发展变化趋势。1985年《中共中央关于教育体制改革的决定》颁布起的十几年中，农村小学专任教师数量由1985年的139.5万人增加到2000年的168.2万人，增加了20.57%。农村初中专任教师的数量在不断地减少，2005年之前减少缓慢，呈现平稳的状态，在此之后，农村初中专任教师的数量减少速度加快，到2016年底仅有197.5万人。农村中小学学校数量也一直减少，在各图中表现为一条趋势向下的曲线。这说明了农村教育发展过程中教育资源严重不足的问题。农村中小学学校数量以及专任教师数量的减少直接影响到农村教育发展的进程，是近年来农村农村教育发展迟缓并依旧远远落后于城镇地区的重要原因。
（二）农村中小学毕业生数量的变化
图3、圖4分别反映的是农村小学毕业生数量和农村初中毕业生数量的变化情况。从总体上看，农村中小学毕业生数量都为减少的趋势。其中，农村小学毕业生数量呈现先缓慢增加后突然减少的变化情况，农村初中毕业生数量在缓慢减少和增加之后有大幅度减少的态势。造成农村中小学毕业生数量的变化情况的原因可能有以下几种情况：一是家庭条件较好的农村学生选择到邻近的城镇中去接受教育，不在农村地区接受教育、完成学业，二是农村教育资源数量的减少使得相应的毕业生数量也呈现出减少的趋势。
（三）农村中小学毕业生数量与农村中小学教育资源的关系
根据以上分析，认为农村中小学毕业生数量与农村教育资源数量，即农村中小学学校数量以及农村专任教师数量存在因果关系。将数据在Eviews软件中进行的回归结果如下，其中Y表示农村中小学毕业生数量，X1表示农村中小学学校数量、X2表示农村中小学专任教师的数量：
上图的回归结果中，X1前的参数符号为负，表明农村中小学毕业生数量与农村中小学学校数量呈现负相关关系，这与实际的经济意义并不符合。当作Y与单个变量X1和X2的回归时，结果显示Y与X1和X2都表现出正相关关系，回归结果的可决系数R2分别为0.5371和0.8924。经思考，农村中小学学校数量与农村中小学专任教师数量存在相关关系，认为模型出现了多重共线性。选择与Y相关系数较大的X2作为解释变量进行后续分析。进行回归分析后，通过作出解释变量X2与残差的散点图初步认为模型存在异方差性。同时，B-P检验和Glejser检验均5%的显著性水平下认为模型存在异方差性，因此需要对模型进行异方差性的修正。给予模型权重为resid的权重进行最小二乘估计，经检验模型在10%的显著性水平下已经不存在异方差性，最终的模型结果如下：
Y=254.26+3.80X2+m
该结果说明农村中小学毕业生数量与农村中小学专任教师数量之间存在因果关系，并且农村中小学专任教师数量每增加或减少1个单位，农村中小学毕业生数量相应地会增加或减少3.80个单位。
（四）农村地区人均总产值与农村地区文教总支出的关系
将2002—2012年的农村地区人均总产值与农村地区文教总支出的统计数据导入Evies软件中进行回归分析，结果如下图所示，其中S表示农村地区人均总产值，Z1表示农村地区文教总支出：
模型的可决系数R2为0.9313，参数估计量的大小符合经济意义并且通过了参数的显著性检验，便明模型的拟合程度良好。散点图以及其他相关检验显示，模型不存在异方差性、序列相关性等严重的计量经济模型问题，说明模型的估计具有良好的参考价值。结果表明，农村地区人均总产值受到农村地区文教总支出的影响，随着农村地区文教总支出的变化而变化，具体的模型形式为：
S=-4795.095+10.45Z1+m
此结果表明农村地区初等教育发展状况对我国的经济发展有影响，因此在经济发展过程中关注农村教育问题是很有必要的，这为我国的政策制定提供方向。
（五）农村教育贡献情况
近年来，国家和社会对于农村教育问题的关注度很大，各组织团体都为农村教育发展做出自己的努力，以下从教育经费的角度来分析农村教育问题。Eviews回归结果如下，其中Y表示农村教育经费投入，X1、X2、X3、X4分别代表了国家政府、社会组织、学生家庭以及其他组织团体对于农村教育所作的贡献：
从上面的回归结果中明显看出，X4变量前的参数在10%的显著性水平下没有通过t检验。单独作Y与X4的回归后发现Y与X4的关系不显著，由此认为X4是无关变量，应该从原模型中除去。重新进行回归后，resid与resid（-1）的散点图和偏相关系数检验结果表明模型存在序列相关性，需要进行序列相关性的修正。通过D.W.值计算得ρ的值为0.6178，用广义差分法进行修正后得到的最终模型为：
Y=124210+1.0060X1+0.7909X2+1.1017X3+m
结果表明国家政府、社会组织以及學生家庭对于农村教育的发展都有贡献，其中国家政府和学生家庭的贡献尤为突出，具有很强的带动作用和促进作用，有事半功倍的效果。
数学教育教学经验总结范文5
周忠继、顾明远、周满生、王珠珠、刘雍潜、钱培德、谢锡金、梁宁建、倪文锦、许庆豫、杨季文、袁爱玲、祁永华、岑绍基、林小苹
(排名不分先后) 执笔:林小苹
总课题特邀语文等专家组
苏立康、崔峦、陈金明、伊道恩、张定远、钱梦龙、顾之川、孟素琴、吴立岗、许汉、周励群(排名不分先后)
立项背景
1984年,香港爱国实业家周忠继先生开始潜心研究纵横汉字输入编码(简称纵横码)。十几年来,他一直与技术研发专家们共同商议软件更新换代的每一个组成部分,探讨项目持续发展的每一个步骤,并秉承“益民利众”的理念,使纵横码服务于多元化的应用群体(如幼儿、少数民族、聋哑残障人士等),积累了许多具有借鉴意义和推广价值的成功经验。
2004年下半年,广东省潮州市昌黎路小学、绵德幼儿园率先开展纵横信息数字化学习研究教学实验(开始称纵横输入法教学实验),并取得可喜的成效。2006年7月28日,来自广东、广西、河南、贵州的百余名中学、小学、幼儿园教师或校长参加了教学实验师资培训班。培训班结束前,接受了来自四个省、市、自治区共63所学校的课题申报。2007年5月起,第二期《纵横信息数字化学习促进潜能发展教学实验课题》接受了来自广东、广西、河南、江苏、福建等十几个省的共58项子课题的申报… …一项凝聚着学术专家们研究理念和千百位教学实验教师探索热情的公益协助研究项目,正在神州大地百余所中小学开展。
项目在科学发展观思想的指导下,将纵横码的信息技术、认知心理学的原理、汉语言文学有机地结合起来,以培养人的快乐学习,主动探索,信息素养,提高信息学习技能,促进人的潜能发展,提高学习能力为目的。通过教学实验,研究具体可感的实验过程,比较典型的案例,分析详实的数据,探索科学有效的方法和途径。
整体研究在理论层面进行了探索,归纳了十项特点,特别是结合认知心理学的学习理论和建构主义理论,进行理性的分析,以150多个项目学校的实验研究和横向比较研究作为实践支持,初步得出了“纵横信息数字化学习对儿童认知心理发展具有重要的推动和促进作用,能在较大的程度上提高学生的语文能力、智力发展和创造潜能”的结论。
2008年3月,在总课题组广州活动现场,中央电教馆和中国教育技术协会的领导,亲临实验现场调研,一个新的机遇使实验迈上了新的台阶,实验被列入国家课题BCA060016重点研究项目。由中国教育技术协会牵头,总课题组与九个省市电教馆合作,在约180所幼儿园、中小学和特教学校中开展纵横信息数字化学习研究教学实验。此期国家课题与总课题实验研究同步进行,成果共享。
总课题组成立
纵横信息数字化学习研究教学实验总课题组组建于2005年。总课题组现有专家十五位,其中既有著名教育家顾明远教授,又有认知心理学专家梁宁建教授,有计算机信息编码专家钱培德、杨季文教授,还有信息技术教育、语文课程教学、学前教育、教育科研方法等方面的专家。富有时代责任感和热情的专家研究团队,共同的理念和相互之间的默契,使纵横信息数字化学习研究课题实验研究这项公益性协作研究事业持续发展。
课题立项
纵横信息数字化学习研究教学实验总课题,是由中国教育学会、国家教育发展研究中心、中央电教馆、中国教育技术协会、香港大学、苏州大学、华东师范大学、华南师范大学(排名不分先后)专家组成总课题组的一项利国利民利教的公益性协作研究事业。
第一期2006年9月至2007年9月,纵横汉字输入法教学实验(4省63校);第二期2007年9月至2008年9月,纵横信息数字化学习促进潜能发展教学实验课题研究(13省158校);第三期2008年9月至2010年10月,纵横信息数字化学习研究教学实验(17省303校);第四期2010年9月至2012年9月,北京实验点学校延申、天津特别方案、特教特别方案等纵横信息数字化学习促进学习者时代优秀素养形成的研究、纵横信息数字化学习研究教学实验。
2010年9月至2012年9月,本阶段课题研究双轨并进同步发展。第一,由纵横信息数字化学习研究教学实验总课题组与中国教育技术协会再次合作,组织全国范围内的纵横信息数字化学习研究教学实验新一轮课题实验。凡经2010年6月30日结题评估后获良好、优秀,并经过再次申报而获准的子课题,可继续成为纵横信息数字化学习研究教学实验新一轮课题实验单位。第二,由纵横信息数字化学习研究教学实验总课题组与中国教育学会合作,向中国教育学会申报而立项的公益群体协作研究重点课题,项目名称为“纵横信息数字化学习促进学习者时代优秀素养形成”。凡经2010年6月30日结题评估后获良好、优秀,并经过再次申报而获准的子课题单位,也可申报。
从未开展实验而有兴趣的单位和个人,都可提出申请,递交申报表。申报表将公布于纵横信息数字化学习研究教学实验总课题组资源库,申报截止时间2010年9月30日。
第三,纵横信息数字化学习研究教学实验总课题组与、中国未成年人网脉工程特别合作项目,开展“纵横信息数字化学习快乐纵横数字体验”。
多轨并进,滚动发展,成果共享,奉献时代,造福未来。
研究宗旨
优秀语言能力与语文信息素养,是新型人才素养结构中的重要组成部分。纵横信息数字化学习,是一种将汉语言学科与纵横码信息技术、认知心理学原理有机融合的创新学习方式。
潜心探索研究如何在“科学发展观思想”的指导下,更加有效地将纵横码信息技术、认知心理学的原理和语文等学科有机结合起来,培养学生快乐学习、主动探索精神,提升他们的信息素养与学习能力,促进其潜能的发展,培育“高素质、高品格、高智慧”的信息时代数字化创新人才是纵横信息数字化学习研究课题实验的研究宗旨。
研究内容
通过本课题的研究与实践,逐步总结并形成纵横信息数字化学习研究教学的基本理论、普遍规律和实践模式。
通过本课题的研究与实践,探索并总结信息数字化学习中如何优化各种学习过程,培养学习者纵横信息数字化学习中快乐学习与主动探索的学习精神、意志和品质。探索在纵横信息数字化学习环境中,知识的“学得─习得─建构”的新的课程结构与规律。
通过本课题的研究与实践,研究并揭示纵横信息数字化学习(纵横汉字输入法在幼儿认知活动中的应用),促进儿童认知能力的发展以及促进其他学习群体潜能全面发展的特点。
通过本课题的研究与实践,研究与开发基于纵横信息数字化学习中教与学的工具平台,协作开发具有纵横信息数字化学习特色、可共享互通的软件资源。为实验提供有效的参考和样例。
本码特点
民族性特点;创新性特点;承传性特点;简易性特点;通用性特点;快捷性特点;高效性的特点;自主性特点;人文性特点;发展性特点。
操作定义
参加实验的教师和学生通过培训与学习,能够改变对这一实验课题的表面认识,以科学的信息化理论、认知心理学理论、教与学优化设计理论等指导整个系统的学习过程。
教师和学生能够领会和表述课题项目的定位、发展、宗旨、目标;结合自己的理解,表述纵横码本码的特点。
教师和学生能够理解和运用纵横码的基本原理、规则,进行计算机上的汉字输入,并运用这种高效的信息化学习方式,进行不同类型的创新性学习。
教师和学生能够根据子课题的选题假设,课题研究的设计进行某一领域的学习与研究,能够根据选题设计的实验目标,选用科学可行的研究方法,开展能够体现在愉快中“自主学习”、“主动探索”特点的学习活动。
教师和学生能够根据总课题制订的评估方案,根据子课题设计的评估策略开展实验研究的评估与反馈。
分段目标
1.实验起步阶段――学习强化技能阶段
完成对基本原理、常用规则及常用功能(笔形、单字、词组、简码)的掌握,实行计算机上机操作。
看打――文本输入。
选打――词语游戏。
想打――看图写话、看图作文、读后随笔。
2.研究初步阶段――促进能力发展阶段
课题实验研究与课程结合,进入常态教与学,根据总课题目标、子目标进入研究过程,探索如何优化各种学习过程,培养学生自主学习、主动探索的创造性学习能力,“观察与调查相结合、定向与机遇相结合”等研究,探索纵横数字化学习如何促进学生认知能力发展的规律。各子题可进行结合实验目标的微观研究,例如:
看打──眼、脑、手协同并用的快速阅读。
选打──寓学于乐的游戏式词汇快速积累。
想打──看图作文读写结合促进思维流畅。
3.研究发展阶段――探索研究学习模式阶段
进一步探索在纵横信息数字化学习环境中,知识的“学得─习得─建构”的新的课程结构与规律。
通过“个案与整体相结合、定性与定量相结合”等科学实验方法,结合本单位实验的过程,研究具有本单位特点的纵横信息数字化学习模式和可供借鉴参考的范例。
4.研究反馈阶段――评估反馈总结阶段
教师和学生能够根据总课题制订的评估方案,根据子课题设计的评估策略开展实验研究的评估与反馈。
通过抽取与组织实验样本、收集数据,分析处理实验数据。
根据国家课题和总课题组的结题评审方案自行评审,并配合结题总结工作。
管理原则
课题实验科学性原则。
课题实验真实性原则。
课题实验实效性原则。
成果归属全体所有原则。
成果应用既独立又共享原则。
课题评估择优奖励原则。
选题指南
1.纵横信息数字化学习与研究教学实验研究
纵横信息数字化学习与研究促进学习者潜能发展的理论与研究。
纵横信息数字化学习与研究促进幼儿认知能力发展和潜力开发的研究。
纵横信息数字化学习与不同学习群体识字,阅读,写作教学实验的研究。
纵横信息数字化学习与课堂教学师生互动及学习主体地位的研究。
… …
2.纵横信息数字化学习与研究促进学习者信息素养语文技能的提升
纵横信息数字化学习与幼儿汉语字词积累发展语言能力的研究。
纵横信息数字化学习与学习者内隐学习能力开发的研究。
纵横信息数字化学习与研究优化小学生识字过程及提高效率的研究。
纵横信息数字化学习与研究优化促进小(中)学生提高阅读速度或扩大阅读量的研究。
… …
研究方法
本课题研究主要以实验法和行动研究法为主(文献法、调研法为辅)。实验法要有明确的实验目的,要进行实验设计(要有实验假设,要对实验过程进行控制,要收集有关的信息和数据、案例。要对实验资料进行统计分析,总结提炼,形成实验结果,以验证假设。行动研究法要注意五个环节:计划,行动,考察,反馈与调整)遵循螺旋式上升的规律。选用什么研究方法,以什么方法为主,什么方法为辅,可结合学校的实际和所选选题的具体情况而定。
本阶段要求进入常态教学、成为学校校本课程形式。实验班应与常规班级一致,欢迎全校性开展。
提倡比较分析实验研究方法,可通过前测、中测与后测,进行纵向的前后比较;通过以下几种实验研究方法,进行实效性比较分析。
观察与调查相结合。
定向与机遇相结合。
个案与整体相结合。
定性与定量相结合。
子课题组织
建议每申报单位以单位行政领导、信息技术教师、语文教师组成子课题管理小组开展实验研究。子课题每半年(6月30日前)递交一次中期实验研究报告,每一年(12月30日前)递交一次年度实验研究报告。中期实验研究报告主要由各省组织初步评审,总课题组秘书处抽查。年度实验研究报告由总课题组秘书处组织专家评审,两年为一期总结评估以综合评估方案进行评审。
对积极有效组织子题进行课题实验各省市组织机构,总课题组按原来模式给予奖励和支持。
申报方案
基本信息准确完整。
实验对象清晰明确。
实验比较同质均等。
条件基础扬长避短。
提出假设研究问题。
变量关系基本确立。
方法灵活内容充实。
预期效果突出有效。
奖励机制
经过申报并获批准的实验学校的实验情况、参加总课题组征集组织的活动成绩和实验报告评估成绩,均可作为申报奖励的资格与材料。
奖励项目
纵横信息数字化学习研究优秀组织管理奖。
纵横信息数字化学习研究优秀实验校长奖。
纵横信息数字化学习研究优秀先行探索研究示范点校奖。
纵横信息数字化学习研究优秀实验教师奖。
纵横信息数字化学习研究优秀学习能手奖。
纵横信息数字化学习研究优秀研究成果奖。
评奖以两年为一个周期。
预期成果
组织举办“优秀实验设计与课例”和“优秀课件学习软件”、 “创新学习”大奖赛或活动测试。
出版发表科研论文。
出版科研学术论著。
总结优秀成功案例。
发展纵横信息教学化学习教学资源库和网络在线写作及评阅作文系统。
成果应用原则
子课题相对独立。
著作权限自主。
成果资源共享。
协作关系友好。
数学教育教学经验总结范文6
教育尤其是高等教育有益于经济增长是一个肯定的命题。20世纪60年代人力资本理论创始人――西奥多・舒尔茨认为，高等教育投资是人力资本投资的核心部分，政府应增加对教育尤其是高等教育的投资，因为人力资本投资像其他一切资本一样,可以获得回报――它可以增加国民收入、促进经济增长，人力资本对社会经济增长所起的作用，比物质资本和劳动的增加所起的作用要大得多。20世纪80年代，罗默也认为知识可以产生规模经济并使生产要素的边际收益递增，促进经济的增长。
然则我国高等教育对经济增长的贡献度如何？高等学历教育与非学历教育对经济增长的贡献是一样的吗？本文通过以2004年～2005年全国31个省市自治区的国内生产总值和高等教育的截面数据建立计量经济模型实证回答以上两个问题。
二、实证分析
本文使用的数据是截面数据，考虑到可能存在异方差性，故建立对数线性模型如(1)式：
……（1）
其中，Yit表示2004年或2005年各省市自治区的国内生产总值（GDP）值，t＝2004、2005，表示高等学历教育毕业生人数，代表高等非学历教育毕业生人数，为截距项，、为回归系数，代表随机干扰项。
1.检验共线性。解释变量之间的共线性会导致模型参数的方差增大、估计值不能确定、t统计量不显著。建立和的辅助线性回归模型（2），检查高等学历教育人数与高等非学历教育人数之间是否存在多重共线性。
……（2）
模型（2）的最小二乘估计的可决系数为0.878，则方差扩大因子：
模型(2)的方差扩大因子小于临界值10，据此可以判断与之间的多重共线性不显著，可以对（1）式回归分析。
2.模型OLS估计。以2004年国内生产总值为被解释变量建立计量经济模型，模型的最小二乘估计结果整理如（3）式：
……（3）
（0.8973）（0.1510）（0.1218）
（-1.7856） （5.2368）（0.4354）
=0.8208 =0.8707 F=63.8755
假定高等教育对GDP的贡献存在滞后性是合乎情理的，据此再以2005年的GDP值为被解释变量建立跨期计量经济模型，模型的最小二乘估计结果整理如（4）式：
……（4）
(0.8545)(0.1438)(0.116)
(-1.6747) (5.3788)(0.6311)
3.检验异方差。回归方程的残差若出现异方差，会导致解释变量的显著性检验失效、回归方程的预测精度降低，进而无从评价方程（3）和（4）的优劣。建立异方差与解释变量、的辅助线性回归方程如（5）式：
……（5）
其中，代表异方差，αi是解释变量参数，vi为随机误差(5)。式的White检验统计量nR2服从X2(5)分布（n为样本数，R2为可决系数）。以回归方程（3）和（4）的残差为解释变量分别依式(5)建立辅助回归模型，根据OLS估计的可决系数R2计算出它们的White检验统计量nR2分别为：
(nR2)3=11.19 (nR2)4=9.80
在α=0.025的显著性水平下,异方差的临界值为X20.025=12.8352，两个White检验统计量均小于临界值，据此可以判断回归方程(3)和(4)不存在异方差性，可以对回归结果进行计量经济学解释。
4.模型计量经济解释。第一，回归方程(3)的整体拟合优度较好，可决系数R2=0.8202，F=63.8755。的系数为0.7905，表示GDP对高等学历教育的弹性是0.7905，即高等学历教育的毕业生人数每增加1％，GDP平均约增加0.79％。同理，GDP对高等非学历教育毕业人数的弹性是0.053，表明高等非学历教育的毕业生人数每增加1％，GDP平均将增加0.053％。第二，回归方程(4)的整体拟合优度比方程(3)有所提高，方程(4)的可决系数R2=0.8358，F=71.26112。回归方程(4)中，GDP对高等学历教育和非学历教育的弹性分别是0.7732和0.0732，与方程(3)相比，前者下降0.0173，后者提高0.0202。第三，方程(3)和(4)表明，高等教育对经济增长有显著的贡献，且高等学历教育对GDP增长的贡献度比非学历教育的贡献度大；教育与经济增长的跨期模型的整体拟合优度更好，表明高等教育对经济的贡献存在滞后。
三、结论与建议
基于传统的经济学与人力资本理论和本文的实证分析结果，本文提出以下几点结论和建议：
1.我国高等教育对经济增长的贡献明显，其中高等学历教育对GDP的影响度约是非学历教育的10倍。我们建议政府应高度重视高等教育，重点发展高等学历教育，而将非学历教育作为一种有益补充。就地域而言，我们建议首先要加大、青海、宁夏、海南等高等教育薄弱的省区教育投资的力度，充分发挥教育对经济增长的促进作用。
