【www.zhangdahai.com--其他范文】
聂 荣 刘 夏
习近平总书记在二十大工作报告中指出，要“加快建设高质量教育体系，发展素质教育，促进教育公平”，要“坚持教育优先发展”a“二十大报告中关于教育的这些话，掷地有声！”，教育部新闻办，http://news.enorth.com.cn/system/2022/10/17/053230283.shtml，2022-10-17.，十年来，我国教育事业取得历史性成就，普及水平不断提高，2021年中经网数据显示，我国劳动力人口中平均受教育年限达10.9年b“喜迎党的二十大特刊|这10年，教育事业取得历史性成就”，经济日报-中国经济网，http://china.qianlong.com/2022/1011/7697677.shtml，2022-10-11.，全国已实现全县域义务教育均衡普及。同时，2022年全国教育工作会议中也指出，要“巩固发展更加公平而有质量的基础教育”a“2022年全国教育工作会议”，教育部，http://m.cyol.com/gb/articles/2022-01/25/content_xRzoPHVmA.html，2022-01-25.，虽然2010年义务教育覆盖率就已达到98%以上，值得注意的是，随着城市化进程的加快，大规模人口流动、农村撤点并校、学龄人口减少等，“城挤、乡空、村弱”难题在各地区的表现程度不一，乡村学校人口密度不断下降，省域间差异仍然明显，教育格局正发生着深刻变化，防范教育“马太效应”（王处辉，2020［1］）。高梦滔和北京大学国家发展研究院院长姚洋（2006）［2］分别估计了人力资本和物质资本对农户收入的影响，认为是教育所贡献的人力资本是拉开农户收入差距的主要原因，人力资本回报率高于物质资本，在教育高质量发展的进程中，姚洋2022年提出“共同富裕的根本是教育资源的均等化”b“《南方周末》专访姚洋：共同富裕的根本是教育资源均等化”，《南方周末》、北京大学国家发展研究院，https://nsd.pku.edu.cn/sylm/xw/526286.htm，2022-09-29.，我国已消除了绝对贫困，在“高质量发展促进共同富裕”的目标前，如何促进教育公平成为重要一环，投资教育、投资健康也就是投资收入能力，这是符合马克思恩格斯的全面发展理念的，这就需要缩减城乡差距、缩减区域差距，将教育资源合理化、平均化、高效化配置，杨成荣等（2021）［3］不仅肯定了教育资源均等化分配对教育高质量发展的作用，尤其强调了基础教育部公平的社会经济后果，提倡构建质量评价体系评估教育环境。祁峰和高策（2022）［4］站在马克思主义哲学理论角度辩证的提出推动共同富裕需要教育公共资源的均等化，强调高素质教师队伍、教育信息化建设对教育高质量发展的支撑作用以及教育公共服务供给、教育质量评估、教育经费监管对实现共同富裕所起到的教育机制保障，并提出教育资源要优先向农村地区、向贫困地区、向边远少数民族地区倾斜的观点，也是从理论上验证教育资源均等化对实现社会主义价值观的重要推动作用。袁志刚等（2022）［5］的研究成果支撑了上述观点，并发现以普通中小学师生比指标测算的基础教育差异存在省域间扩大的趋势，以变异系数法测算的各省教育资源均等化情况差异性显著，借鉴国际化经验提出教育资源的均等化需要公共财政的激励及政府的统筹调控。
著名经济学家明瑟（1958）［6］曾提出人力资本投资理论和方法，纳入教育因素（受教育年限）计算教育投资收益率，并建立“明瑟收入函数模型”以体现教育对个人收入的正向作用，但其对教育影响的分析仍然不够全面。Galor和Tsiddon（1997）［7］验证了人力资本的知识外溢性以及其对经济增长的正向作用，并且他们认为人力资本的均衡分布对经济增长的促进作用更为显著，Sauer和Zagler（2014）［8］从反向关系入手验证了人力资本的不平衡会抑制经济增长。新中国成立70年来，人力资本对经济增长的促进推动作用不断加强，成为中国经济创新发展转型的重要动能，而由教育投资积累的人力资本与经济增长有显著的正向作用关系，黄维海和张晓可（2021）［9］基于投入-产出模型对此结论进行了实证研究。杜育红和赵冉（2018）［10］在我国较早提出教育人力资本的概念，他们认为教育人力资本既可以作用于产出也可以促进经济增长，教育发挥着要素积累、效率提升、资本互补三大作用机制，而不同阶段的教育所起到的作用力不尽相同，初等教育会通过形成最终产品直接作用于经济增长也就意味着在经济改革中发展教育的优先性。张旭路等（2020）［11］也提出了教育人力资本的概念，并通过计算教育基尼系数构建门槛模型实证检验了教育人力资本对产业结构优化升级的积极促进作用，不仅再次验证了教育人力资本对经济发展的重要作用，同时也提出了如何测度教育人力资本的方法，对教育人力资本的省域异质性和教育层次结构划分提供了科学依据。
人才振兴是乡村振兴的关键，要提高农村人力资本配置效率，教育资源投入是关键，农村儿童在义务教育阶段的教育投入较城市儿童仍存在一定的差异，农村优秀教师“走教”等现象致使优质教师资源流失，农村生均公共财政预算教育事业费和公用经费仍低于全国平均水平，农村中小学教学设施虽逐年改善但仍存在“老、旧”设施，电子设施配备的普及使用仍远落后于城镇，由于人口迁移农村中小学生源不足、教育需求不足等仍使得农村教育工作的开展存在桎梏，这种差异不仅体现在家庭教育资源投入上（罗仁福等，2022［12］），也体现在公共教育资源的供给上（丁向东和李贵成，2022［13］）：我国1986年颁布的《中华人民共和国义务教育法》中强调了九年制义务教育的普惠性和强制性，2006年起《关于深化农村义务教育经费保障机制改革的通知》推进了免费义务教育政策先农村后城市、先西部再中部和东部的深化改革，到21世纪《国务院关于进一步加强农村教育工作的决定》（2003年）、《乡村教师支持计划（2015-2020年）》、《教育脱贫攻坚“十三五”规划》（2016年）等一系列教育发展相关政策的实施，“两免一补”政策、“特岗教师”计划、“雨露计划”等一系列具有针对性的教育举措对基础教育给予了极大的支持，也为教育高质量发展注入了强劲的加速剂，在发展的过程中，不少学者深入探索发现，学生义务教育阶段的城镇化率远远高于人口的城镇化率（苏红键，2021［14］），教育的城镇化影响着城乡义务教育均衡，越来越多的农村子女随迁就读，这也间接体现出了农村教育资源的弱势需求，苏红键从师资、班型、学校建设等方面总结了农村教育资源“质弱量余”的特点，并认为城乡教育资源的差距拉大了城乡教育的均衡发展。彭骏和赵西亮（2022）［15］从提高农村地区教育代际流动性的角度使用CFPS中国家庭追踪调查数据证明了免费义务教育政策对女性的作用显著于男性，对西部地区的作用显著于东部和中部地区，对父代受教育水平高中以下家庭的孩子作用显著于高中以上，这说明公共教育政策的实施效果在农村地区仍然存在性别、地区、代际间的异质性，要实现教育公平有赖于公共教育资源的分配机制，对降低农村受教育成本、提高基础教育质量有显著的积极作用。第七次全国人口普查数据显示，2020年我国育龄妇女总和生育率为1.3a“国务院第七次全国人口普查领导小组办公室负责人接受中新社专访”，国家统计局，http://www.stats.gov.cn/ztjc/zdtjgz/zgrkpc/dqcrkpc/ggl/202105/t20210519_1817705.html，2021-05-13.，虽然相比2010年增长甚微，但2015年全面二孩政策的放开仍然使得我国在未来的几年内面临着中小学入学需求的断崖式上升，由此也带来了教育资源需求的阶梯式扩张，人口流动不仅加剧了教育的城乡差距也同时加剧了教育的区域差异，针对教育的规模不经济困境，张翕和陆铭（2022）［16］提出了提高高中阶段的教育供给和公共教育资源“集中式收缩”的改革建议，这一观点在姚洋的专访b“《南方周末》专访姚洋：共同富裕的根本是教育资源均等化”，《南方周末》、北京大学国家发展研究院，https://nsd.pku.edu.cn/sylm/xw/526286.htm，2022-09-29.中也有提出，姚洋认为需要延长义务教育时间，将高中阶段也纳入到义务教育体制中，以使得教育资源的分配更加均等化，提高教育公平的机会。
关于教育公平的区域异质性研究，王家齐和闵维方（2021）［17］认为人均财政教育支出能够代表性的衡量教育资源分配的公平性，通过教育基尼系数反映教育的区域公平程度，并估计其对经济发展水平的关系得到二者之间的倒U型关系，且这一影响存在滞后效应，也可以说地区间教育的不公平程度先会正向影响经济发展接着改变作用方向最终会产生负向影响，验证了区域间教育公平的重要作用。张同功等（2020）［18］分地区对我国31省市进行公共教育支出对经济增长的边际贡献定量研究，结论表示东部存在冗余、中部好于东部和西部，人力资本边际贡献率西部最高、中部最低，区域异质性显著。严仲莲等（2021）［19］分财力、人力、物力投入使用超效率DEA方法测算教育效率，通过建立动态联立方程运用系统GMM方法使用省级面板数据验证了教育公平、教育扶贫与教育效率三者之间互动效应的区域异质性，中西部地区教育公平与教育效率互动作用显著，而东部地区不显著。张小东等（2022）［20］年对教育资源的区域分布进行了实证研究，认为华东地区教育设施配置完备，而华中、西南、西北、东北地区严重失衡，中小学教育设施在全国交叉分布，这与义务教育的普惠性与区域发展不平衡有很重要的关系，且不同区域、不同教育阶段受到师资投入、财政支出、学生规模等因素的影响作用也不尽相同。袁振杰等（2020）［21］在Hones和Ryba（1972）［22］提出教育资源空间格局研究基本框架的基础上对我国基础教育资源的空间分布进行了区域研究，认为东部中小学教育资源分布强于西部地区，中学教育资源还体现出北方强于南方、沿海强于内陆的空间分布特征，且不同地区教育资源分布受经济、收入、资本聚集、师资、经费、城镇化等因素的影响具有显著异质性，由此可见研究教育资源的空间格局对教育均衡和区域协调具有重要理论和现实意义。
通过对现有研究的梳理发现，教育作为一项重要的人力资本对促进经济增长实现共同富裕具有重要决定性作用，教育资源均等化配置是发挥教育人力资本效用的重要途经，而如何实现教育公平多数学者仍以理论辩证分析为主，可以进一步补充更多经验证据以探索其实现路径机制。在研究教育资源配置问题上，随着教育精准扶贫工作的展开，越来越多的学者从如何缩减城乡差距的角度转向如何缩减区域差距，虽然已有研究对教育资源的空间分配进行了分析，但对区域间的资源配置相互关联性研究仍需进一步深入探索。目前现有文献中对区域差异的研究角度主要以地理区位标准划分，而省域差异研究需要更为精准的方法以总结共性中的个性特征，以实现更具有一般性的区域均衡。资源是具有相对稀缺性的，而教育资源具有投资属性，对教育高质量发展的研究不仅需要定性评估体系，更需要在站在资源配置效率的角度进行量化评估以缩减因区域间发展不均衡而产生的差异。本文立足教育高质量评估问题，从区域间相关关联性视角出发，为体现教育作为一项重要人力资本的投资本质，通过研究如何缩减其区域间差异实现教育公平，以提供研究教育作为促进共同富裕、提高收入能力源生动力的经验证据，所做出的主要创新性贡献在于：（1）基于生产函数模型对基础教育的工作绩效建立了评估体系并进行测算。（2）对我国各省市基础教育工作进行全国均衡性分析，通过构建空间网络以分析基础教育的空间特征，并进行聚类划分。（3）建立关联关系的回归模型，以检验各省市教育资源投入差异对提高全国基础教育绩效均衡性的影响机制。（4）参考传统按照地理位置进行的东部、中部、西部划分依据，按照各省市在教育绩效工作中所体现出的关联关系进行分块区域划分，并进行教育资源影响机制的异质性分析。（5）通过分析提高基础教育工作的区域均衡性、缩减地区间差异的影响机制，为提高教育公平性、实现共同富裕提供一定的科学依据和改革建议。
鉴于此，本文将研究靶向聚焦于农村教育工作，以教育工作绩效代表教育质量，鉴于数据的可获得性以我国31个省市2017-2019年数据为依据，基于教育投入-教育产出的非期望超效率SBM模型，选择人力资源、物质资源、财政资源作为教育资源投入要素，构建多维教育工作绩效评价指标体系并进行效率测度，采用社会网络分析方法研究省域间空间网络结构特征和溢出效应以分析教育绩效的区域异质性，同时进行分机制的QAP关联性回归以检验其影响机制，以期为提高农村教育工作绩效、农村以教促兴、提高教育公平、实现共同富裕提供参考依据。
1.1 理论机理
教育绩效是指在一定的资源投入条件下，所能实现的最大的教育毕业人口数量，即教育资源的配置效率。薛海平和王蓉（2010）［23］针对我国教育资源配置现状展开了一次“中国农村义务教育状况调查”，考察了教育质量、教育经费、教师质量的城乡、地区、校际异质性，并提出教育资源对教育质量的影响公式：At=f(Ft,Tt,OSt)，其中A代表教育质量，F代表家庭经济收入等家庭因素，T代表教师学历等师资因素，OS代表生均公用经费等财政因素，朱德全等（2017）［24］在对义务教育进行均衡发展研究时建立了政策机制、经费投入、办学条件、师资队伍均衡性评估体系，其中政策机制主要依靠理论分析，其余几项机制主要依靠量化分析。目前我国已全面普及初中义务教育，由于义务教育的免费性特征，综合考虑上述学者对教育评估体系的研究成果，本文使用学校设施建设（包含信息化设施建设和基础设施建设）代替薛海平和王蓉（2010）［23］教育质量影响公式中的F家庭影响因素。因此，本文选定9年义务教育作为绩效评估标准并建立区域间空间网络模型，研究思路如图1所示：
图1 基于投入产出视角的农村教育工作绩效空间关联网络影响机制
鉴于指标数据的可获得性，基于教育产出情况，本文选定的产出指标包括期望产出指标EO和非期望产出指标EO-bad，基于教育资源投入情况，本文所选投入指标包括人力资源HRI、物质资源MRI、财政资源投入指标FRI。各指标计算公式如表1所示：
表1 农村教育工作绩效评价指标体系
1.2 农村教育工作绩效值的计算
数据包络分析（DEA）是一种效率评价方法，传统径向、角度 DEA 方法忽略了两个重要因素：①松弛量对于效率测度的影响；
②随机误差以及外部环境对各主体的影响。代表性人物Tone（2001）［25］所提出的基于松弛变量的SBM模型（Slacks Based Model）是一种结合投入松弛变量和产出松弛变量的非径向DEA包络分析模型。在SBM模型中，直接对投入和产出的松弛变量进行处理，使其目标函数中包含投入松弛变量和产出松弛变量，这样就可以同时从头和和产出的角度对效率问题进行分析，并对传统DEA模型进行优化，消除传统模型在评价效率问题是因径向选择差异所带来的效率测量偏差，使得效率测量结果更加准确化、精细化、客观化。基于SBM松弛变量模型，Tone和Sahoo（2004）［25］又在此基础提出了一个将非期望产出考虑在内的新的效率度量方法——超效率SBM模型，可以对SBM中有效的决策单元进行二次评价，使得评价结果能够有效区分各决策单元之间的效率差异。除了将非期望产出纳入模型中，超效率SBM模型还克服了传统DEA模型中效率值超过1后无法比较的模型缺陷（传统DEA模型一般在效率达到1后便保持为1，而超效率SBM模型可以比较评价结果比1大的决策单元）。较之于其他文献选择三阶段DEA模型，本文需要的是要将更多因素纳入分析框架之中，如果大部分测量结果为1的话会对大大降低比较分析的效率，而超效率SBM模型不需要剔除环境变量，更符合我们的研究需求。于树江等（2021）［26］在测算高技术产业技术创新效率时使用了非期望产出的非径向Super-SBM模型，避免了决策单元效率值大于1的缺点同时考虑了产出中的不理想状态，较为科学合理的建立了高技术产业技术创新效率的测算模型。基于此，本文构建农村教育工作绩效值测算模型如下：
本文共有31个决策评价单元DMUk（k=1,2,……,31），每个DMU有m个教育资源投入xmk（m=1,2,……,6）和r个教育产出yrk（r=r1+r2，yd为期望产出，r1=1，yu为非期望产出，r2=1）。
第一步，在规模报酬不变的假设下，SBM模型如下：
其中，ω-, ωd, ωu分别为教育资源投入、期望教育产出、非期望教育产出的松弛变量，为权重向量，当且仅当ρ=1，ωi-=0，ωi-=0，ωqu=0时，DMUk为有效值。
第二步，选取有效值引入非期望产出，超效率SBM模型如下：
1.3 空间关联矩阵的构建
社会网络分析法以“关系”为解释对象，采用数学和图论的方法描述“关系”对网络结构或网络个体的影响程度，因此，社会网络分析法的关键是确定研究主体之间的“关系”。对研究教育资源投入绩效的区域均等关系、确立空间关联关系，使用的方法一般有VAR检验法或引力模型法，对比文献后发现引力模型法是“关系”确立的多数之选，主要原因在于引力模型法能够刻画空间关联网络的演变趋势，并且在不依赖数据滞后阶数的条件下可精确刻画网络特征，相比VAR检验法，引力模型法可在考虑经济地理位置的前提下，对总量数据进行截面处理，对区域空间关联关系进行多面性趋势演练。因此，本文为研究教育工作绩效区域空间关联网络结构的动态演变趋势，参考王怡和周晓唯（2019）［27］对脱贫人口空间网络结构所建立的引力模型，为适应教育工作绩效问题研究，凸显区域异质性，本文对引力模型进行优化，修正后的教育工作绩效区域空间引力模型为：
公式中，Sij表示教育工作绩效的空间关联联系强度，本文研究主要以省域间异质性为研究对象，Sij和Sji所代表的意义不同，不可以同等替代使用；
Ei代表年度教育工作绩效，该指标使用基于非期望产出的超效率SBM模型计算获得；
Ci代表年度农村初中毕业人口数；
Kij代表义务教育完成情况的人口空间关联的贡献率；
dij代表省会城市之间的球面距离；
i代表年度人均国民经济生产总值；
本文引入经济地理距离，用球面距离dij除以省域间人均GDP差值（）的平方代表省市i和省市j之间的摩擦距离Dij。由此，可以计算出教育工作绩效的省域间空间关联引力矩阵（S）aS是一个非对称矩阵。，取行平均值为临界点并进行二值处理b超出临界值，取1，否则取0。，可以得到省域间教育工作绩效的空间关联网络二值矩阵（A）cA是有向空间网络。。
2.1 数据来源
本文实证数据中教育工作绩效测算以及空间关联网络构建所需数据主要来源于《中国教育统计年鉴》、《中国教育经费统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国人口和就业统计年鉴》，由于数据可获得性本文所选样本数据时期跨越2017年-2019年，文中涉及到的各地区人均国民经济生产总值数据来源于《中国统计年鉴》，因部分数据缺失，不包括港澳台地区。本文中各省市历年教育工作绩效由MATLAB软件依据代码程序计算得出，文中相关社会网络分析实证分析结果以及空间可视化图由Ucinet、ArcMap软件计算绘制得出。
2.2 农村教育工作绩效值分析
基于教育资源投入，通过构建非期望产出的超效率SBM模型测度农村教育工作绩效值，结果如表2所示：
表2 31省市农村教育工作绩效值
结合表2，通过空间可视化图2可见以下几个演变特征：第一，农村教育工作绩效分类在空间上由北向南呈现出由低值向高值演变的南北梯度格局；
第二，在研究期间，中高值地区数量在增加，主要分布在中东部、南部、中西部，呈现连片半环状分布，且集聚连片趋势明显，高值地区由南向北推进扩张；
第三，低等以及偏低值地区主要分布在北部地区，在空间上呈条带状分布，且在研究期间内脱离偏低以下梯队的省市在增加；
第四，绩效值梯队发生变化的省市以中西部地区为主，说明中西部地区农村教育工作的不稳定性高于其他地区，且较易取得提升进步；
第五，各省市农村教育工作绩效历年均值与年均增长率呈现相反关系，且各省市农村教育工作绩效值年均增长率均值为6.44%，历年均值平均值为0.39，且仍有省市年均增长为负值，说明实现全国农村教育公平工作全面协同均衡仍然任重道远，有必要探索如何实现农村教育工作绩效的全面提升，减缓省域间的不平衡发展问题，以进一步完善各省市农村教育工作的均衡统一。
图2 我国31省市历年农村教育工作绩效值空间格局演变图a 地图显示中，颜色由浅至深代表效率值由低到高。
2.3 网络特征分析
经过空间关联矩阵的计算，将二值矩阵（A）导入Ucinet 6.0软件中，利用Netdraw绘制农村教育工作绩效的空间关联网络图，由图3所示：各年份网络特征明显、结构差异鲜明，2017年各省市的空间网络稀疏于其他年份，2019年较紧密，说明2019年各省市的农村教育工作协同平衡性得到发展，省域间的联系更加密切，区域间的整体协同性有所提高。
图3 我国31省市农村教育工作绩效值历年空间网络结构图
通过路径Density得到2017年-2019年各省市历年农村教育工作绩效空间关联网络的网络密度和网络关联度，如表3所示。
表3 我国31省市农村教育工作绩效值历年空间关联矩阵描述性指标
由上可见：2017年-2019年我国各省市农村教育工作绩效网络密度处于稳定持续上升的趋势，由2017年的0.194上升到2018年的0.202，之后上升到2019年的0.205，说明空间关联网络结构越来越紧密。而网络关联度与网络密度的变化趋势一致，虽然整体趋势有所提高，网络关联关系数增加，但总体来讲，农村教育工作绩效的省域间关联度并不高a关联关系全网最大可能数为31×30=930，本文平均来讲只占20%（186/930）。，仍具有较大提升空间，2017年到2019年虽增加但增幅缓慢并不明显，说明各省市在农村教育工作中的协同关联工作还有待进一步发展，空间关联网络的联系还存在较大的提高空间，说明不同地区开展教育工作所产生的效果仍具有较为明显的差异，如何减缓差异、齐头并进、全面发展具有重要现实意义。
2.4 空间关联网络中心性分析［28］b 各中心性指标的计算方法详见参考文献［28］。
本文从点度中心性、中介中心性和接近中心性三个方面对我国31省市农村教育工作绩效值空间关联网络进行中心性分析。将二值矩阵（A）导入Ucinet 6.0软件中，利用Ucinet软件中的中心性分析功能，其中，点度中心性改变传统Freeman路径选择Bonacich权力影响路径，中介中心性选择路径范围更广的流量中心度，接近中心性结合特征值进行分析，结果显示如下：
表4 我国31省市农村教育工作绩效中心性统计表c 为简化，表中数据取小数点后一位。
续表
2.4.1 点度中心性
通过路径Beta centrality(Bonacich Power) 进行点度中心性分析并空间可视化如下：
图4 我国31省市农村教育工作绩效关联网络历年权力影响力空间可视化图（Bonacich）a 地图显示中，颜色由浅至深分别代表主动权力由高到低，被动权力由低到高。
当衰减因素为0.5时，代表邻接点距离每远离1步则节点主动权力影响力减弱1倍，2017年主动权力小于（因负数绝对值越大影响力越大）均值的省市有16个，这些省市其邻接点拥有更多的连接，因此这些省市其构建网络关联从而相互产生影响的可能性更多，可选择的关联节点数量较多，具有强主动权力，2018年降到14个，2019年降低到10个，说明主动权力影响值高的省市分布从2017年到2019年呈现由分散到集中的趋势，整体来讲，2019年均值的绝对值大幅提高，排名第一的省市提高了8倍多，说明主动权力影响力大幅提升，各省市之间农村教育工作的关联网络趋向于多渠道、多选择、多连接方向发展；
当衰减因素为-0.5时，代表邻接点距离每远离1步则节点被动权力影响力增强1倍，2017年被动权力大于均值的省市有12个，这些省市其邻接点所拥有连接较少难以形成密集网络，对被动权力型省市的依赖性更强，需通过这些省市构建关联网络，因此其被动权力强，2018年维持在12个，2019年增加到15个，说明被动权力影响值高的省市从2017年到2019年呈现由集中到分散的趋势，整体来讲，各年份均值缓慢下降变化不大，但被动权力影响值排名第一的省市其权力值由2017年的9.2提高到51.6，提高了5倍多，说明虽然被动权力影响力整体变化不大，但是对个别省市的网络依赖性大幅增加，也强化了代表性城市在网络关联构建关系中的凝聚作用。
综上可见，不管从主动权力角度还是被动权力角度，均能说明我国农村教育工作绩效关联网络构建时，代表性城市在构架关联关系的作用影响力在增加，尤其到2019年，主动权力型城市的关联节点路径数量大幅增加，同时其他城市对被动权力型城市的依赖度也在大幅增加，说明整体农村教育工作绩效的相互影响力在变强。
2.4.2 中介中心性
通过路径Flow Betweennessb流量中心性从测地路径扩展到所有路径，一些距离较远的路径虽然“低效率”，但是也具有有效性，是一种更为广泛性的、一般性的、全面性的权力。进行中介中心性分析及空间可视化如下：
图5 我国31省市农村教育工作绩效关联网络历年中介中心性空间可视化图c 地图显示中，颜色由浅至深分别代表中心性由低到高。
从所有路径来讲，2017年-2019年流量中心度均值从30.721下降到23.639，高于均值的省市三年时间里均为10个，说明流量中心度度数呈现下降趋势，且下降幅度逐渐加大，说明各省市不管是高效率路径还是低效率路径其建立农村教育工作绩效关联网络的直达性在加强，三年时间里仅有西藏和新疆其流量中心度均为0，说明这两个省市资源信息传递能力较差。整体来讲，2017到2019年间，流量中心势从13.6%下降到9.6%，说明少数高流量中介地位省市在关联网络凝聚过程中作用在减弱，整体网络流量中心性分布仍较为均等。
综上可见，流量中心度较高的省市主要集中在东南部沿海地区，这些地区往往经济较为发达，且交通流量高，信息交换速度快，人口流动性大，就业机会多，对教育的主观意识强烈，因此其对信息资源的控制力也较强，但从标准离差表现来看，流量中心度标准离差值均在29-39区间，数值较大且均有下降趋势，说明各省市中介中心性表现不稳定，高度数省市流动性大，其波动率在逐渐减缓。
2.4.3 接近中心性
通过路径Closenessa本文选择incloseness指标来分析接近中心性并结合特征值指标，有的节点可能在小范围内极为接近而与其他网络成员距离非常远，有的节点可能和所有的节点都保持适中的距离，两者的接近中心度分数可能不相上下，但显然后一种因可以联系到更多成员，其中心表现力更加均衡，因此更加优质。和Eigenvector centralityb特征值路径采用因素分析法，选择行动距离涵盖面最大的第一构面，利用其权重计算各节点的特征值。进行接近中心性分析并空间可视化如下：
图6 我国31省市农村教育工作绩效关联网络历年接近中心性空间可视化图c 地图显示中，颜色由浅至深分别代表中心性由低到高。
2017年接近中心度高于均值的省市有16个，2018年变化不大，2019年下降到20.893，高于均值的省市减少到10个，说明从测地路径来讲，我国农村教育工作绩效关联网络中节点到达网络中其他节点的总距离减少了1倍，构建关联网络的可能性更容易了，主要分布在中东部地区。由于“距离和”有可能在小范围内高频实现也可能在大范围内低频实现，因此，接近中心度度数的解读需要结合其特征值来解释“距离和”的质量，以体现其在网络构建过程中所体现的难易程度以及凝聚质量。2017年-2019年二者均高于均值的代表性城市有5个省市，这些省市不仅能够较容易的搭建网络关联，而且能快速形成覆盖面，其特征值中心势均值为34.22%，体现为网络第一构面中高接近中心度省市在关联网络中影响较为突出。
综上可见，2017年-2019年期间，接近中心性均表现优异且较稳定省市有北京、天津、上海、江苏、浙江，均为我国政治、经济、文化作用能力强劲地区。三年间，接近中心度标准离差均值为20且特征值标准离差均值为0.1，说明代表性省市虽不稳定具有流动性但这些省市的网络覆盖重要性较稳定。
2.5 空间聚类分析
在上述网络结构特征及中心性分析的基础上，通过路径Roles & Position—Structural—Concor-Interactive［28］aCONCOR是一种基于皮尔逊积距系数的迭代相关收敛方法，详见参考文献［28］。对农村教育工作绩效值进行空间聚类分析，通过测量行动者之间的相似性进行分块处理，并对其关系“位置”进行特征分类，形成树形图，并对各板块间关系的空间溢出效应进行描述分析。（本文选择分割度为2，集中标准为0.2。）
各省市板块归属如图7所示，可以看出，第一板块主要集中在经济发展水平较高的省市，这些省市示范作用较强；
第二板块主要集中在东南部沿海且经济活跃、交通便利地区；
第三板块主要集中在北部地区，这些地区经济增长速度在加快、综合实力有较大提升；
第四板块主要分布在中部和西部地区，这些地区具有贫困人口基数大、密度小且经济和教育水平落后的特点。同时，四大板块的省市分布在2017年-2019年期间均发生了微小变化但整体归属划分较稳定，说明我国农村教育工作绩效关联网络的空间聚类特征明显，各板块区域归属明确。由表5可以看出，2017年-2019年板块间内部关联关系数均值24小于板块间外部关联关系数均值162，说明我国农村教育工作绩效关联网络存在较为明显的空间溢出效应。2018年，第一板块属性发生变化，溢出方向未变仍为“净受益”方向，其他板块各关联关系数均发生微小变化，但整体位置属性和溢出方向未变。2019年四大板块属性和溢出方向均与2018年一致，但第一板块在整体关联网络中的领导者角色突出性在增强，其余板块对其关联依赖性在增加，示范作用进一步显著化。
图7 我国31省市历年农村教育工作绩效值空间聚类分析树形图
表5 教育绩效值空间关联板块的溢出效应对比图
由表6可以看出，2017年，第一板块接收所有其他板块的溢出，并且向第三板块发出溢出，说明第一板块地区属于经济、政治、文化中心枢纽地区，示范作用明显，在整体中属于领导者地位，第二、第三、第四板块对第一板块的追随现象较为显著；
第二板块接收来第四板块的溢出，并且向第一、第四板块发出溢出，说明经济发展水平高、地理位置优越的地区能够帮助其他发展较慢地区提高教育活动的效率，为其他地区提供丰富的教育资源，成为教育工作绩效空间关联网络中的引擎，尤其第二板块与第四板块的互助互联关系明显；
第三板块仅与第一板块互动，第四板块主要与第二板块互动，说明经济发展及其对师资、基建、教育财政的投入力度对板块间关联作用明显，各板块会紧随与其梯队接近的板块互动，各因素的差异距离越小，互动关联表现越活跃。2018年和2019年板块间关系变化不大，主要变化发生在第一板块内部的关联关系加强，说明仅第一板块处于良性循环不断推动增长状态，其发展具有独立性，很难被其他地区模仿超越。在农村整体教育活动中，需要各板块发挥自身优势，互帮互助，推动全国统一协调发展，相互促进、共同提高。
表6 空间关联板块的密度矩阵和关系矩阵（像矩阵）a 关系矩阵（像矩阵）由密度矩阵计算得出，如果板块密度矩阵大于整体密度矩阵，则关系矩阵显示为1；
如果板块密度矩阵小于整体密度矩阵，则关系矩阵显示为0，其代表含义为：“1”表示存在行指向列的关联关系；
“0”表示没有关联关系。
2.6 影响因素关联性回归分析
对于农村教育工作绩效的研究还需要对影响其网络结构特征的潜在因素展开进一步研究。空间网络并非将各省市作为单独个体去研究，而是将整体网络空间结构作为研究对象，是一种“网络关系”与“网络关系”之间的关系研究，并非是传统意义的属性预测，而是一种关系预测，由于关系矩阵具有多重共线性且R2普遍不高，传统的统计检验方法在这里并不适用，因此本文引入社会网络分析中的QAP（二次指派程序）方法，对其进行QAP回归分析，所选择的解释变量与被解释变量全部是关系矩阵，通过路径MR-QAP Linear Regression—Double Dekker Semi-Partialling MRQAP进行回归分析（已通过QAP Correlation进行相关性分析）。参考美国著名教育经济学家汉诺谢克（Eric Hanushek）1986年所提出的教育生产函数At=f（FtStIt…）（Hanushek，1986［29］），其中，公式左侧A代表教育产出，公式右侧代表教育产出影响因素，F代表家庭教育投入，S代表学校及社会教育投入，I代表学生个人教育投入，本文根据所研究问题选择人力资源、物质资源、财政资源三个资源投入作用机制展开教育资源投入对我国农村教育工作绩效的影响探究。将各变量（详见表7）与农村教育工作绩效空间关联关系矩阵（S）构建实证模型，并就三个作用机制进行回归分析：
表7 教育资源差异对教育绩效差异均衡性影响机制分析
2.6.1 全样本横向分析
①人力资源投入下的师资建设作用机制影响作用。农村生均高层次师资省域间差异矩阵回归系数统计显著且均为负数，说明减少农村各省域高层次师资间的差异可以增加农村教育工作绩效空间的关联度，而一般性师资省域间差异矩阵的回归系数虽统计显著但系数为正，说明减少农村各省域一般性师资间差异不会增加农村教育工作绩效的空间关联度，可以看出，对于农村教育工作来讲，缩减农村本科及研究生以上学历教师省域间差异有助于提高农村教育工作绩效的整体均衡性。
②物质资源投入下的基础建设作用机制影响作用。农村生均信息网络建设省域间差异对农村教育工作绩效省域间差异各项系数均统计显著且为负数，农村生均基础设施建设省域间差异对农村教育工作绩效省域间差异各项系数统计不显著，说明减少农村各省域间信息网络建设的差异可以增加农村教育工作绩效空间的关联度，而校舍等建筑面积增加差异对农村教育工作绩效没有影响，可以看出，计算机等信息网络工具在互联网时代背景下对农村教育工作均衡性有明显积极影响。
③财政资源投入下的财政政策作用机制影响作用。农村生均教育事业费个人部分省域间差异矩阵回归系数统计显著且均为负数，说明减少农村各省域间教育事业费个人部分的差异可以增加农村教育工作绩效空间的关联度，而公用部分的回归系数或为正值或统计不显著，说明教育事业费公用部分的省域间差异减少不会增加农村教育工作绩效空间的关联度或者影响非常微小，可以看出，缩减对农村教育事业费中用于个人的工资补助、个人及家庭的福利补助、助学金等方面的省域间差异有助于提高其空间网络关联的平衡，财政政策中对个人帮扶工作对农村教育工作均衡性有明显积极影响。
2.6.2 全样本纵向分析
历年回归系数值变化不大，但可以看出，财政教育资源投入对教育绩效的区域均衡影响作用最强，其次是物质教育资源和人力教育资源，农村教育工作绩效空间关联矩阵代表着我国31省市的农村教育工作是否能够均衡协同发展，缩减省域间义务教育差异一直是教育公平的重点。
2.6.3 分板块区域异质性分析
为进一步深入探究教育资源投入的省域差异对教育绩效的省域差异是否存在均衡性影响，不同教育资源类别的作用程度在区域间是否存在差异，由于社会网络分析使用的数据属于矩阵类型，因此以2019年数据作为分板块区域异质性研究样本数据，将板块一和板块二组合成联合板块，根据前文分析可知，板块一主要由分散化的经济文化枢纽城市构成，板块二由东南沿海主要城市组成，因此二者均属于教育资源供给较为充足的地区故归为一类地区进行异质性分析，通过QAP关联关系回归分板块区域实证回归分析结果如下：
为分析我国教育绩效均衡性的影响机制，本文使用按照各省市关联关系的聚类板块进行划分并进行实证回归分析，根据表8，回归结果中系数为负值说明缩减教育资源投入的地区差异有助于提高该地区教育绩效的均衡性。其中：高层次师资队伍建设、基础设施建设、生均教育事业费个人部分补贴对板块一和板块二联合板块地区的均衡性提高有显著影响，说明为提高教育资源投入充足地区的教育均衡性需要人力资源、物质资源、财政资源“三管齐下”，各教育资源的影响作用程度区别度不明显，这主要是由于这些地区经济发展速度比较快，教育各方面资源的投入比较均匀且均属于资源投入程度比较高的地区，经前文分析可知这两个板块本身教育绩效的均衡程度就比较良好，互相之间的关联联系比较密切，且对其他地区示范作用明显，尤其是第一板块地区；
板块三主要由部分中部地区和北部地区组成，教育资源投入的均衡性提高作用显著性不明显，这主要由于北部地区各省市的教育绩效普遍属于中等水平且区分度不大，各教育资源的投入速度在增加但仍低于第一板块和第二板块，因此在“效率”与“公平”的平衡性上，仍旧以“效率优先”提高整体教育绩效为主；
板块四主要由部分中部地区和西部地区组成，回归结果显示物质教育资源投入对教育绩效的均衡性影响作用大于人力教育资源和财政教育资源，这主要是由于第四板块主要是贫困地区、边远山区，受农村人口分布及人均可支配收入的影响，教育工作的开展在过去20年里以教育扶贫为主要重点，2000年我国提出“以区域协调发展实现义务教育”，《国务院关于进一步加强农村教育工作的决定》、“国家贫困地区义务教育工程”计划，在提高农村人口经济收入实现全面脱贫的任务下，农村教育工作以不让经济困难家庭的孩子失学全面普及九年义务教育为主，2011年《教育脱贫攻坚“十三五”规划》、《国家贫困地区儿童发展规划(2014-2020年)》、《乡村教师支持计划（2015-2020年）》、《深度贫困地区教育脱贫攻坚实施方案（2018-2020年）》等一系列教育政策的实施，使得大量的教育资源向贫困地区倾斜，“特岗教师计划”中对西部地区教师人均年补助2.7万元、中部地区补2.4万元，极大的提高了西部教师人力资源的投入，“两免一补”、“雨露计划”、“校舍改造建设计划”等使得物质资源大量投入，而这些都有赖于教育财政的投放，回归结果显示，要继续提高第四板块中西部地区教育绩效的均衡性，物质教育资源的均等性投入具有显著的积极作用。
表8 分板块区域教育绩效均衡性影响机制分析
第一，从整体网络结构特征来看，农村教育工作绩效存在明显的空间关联关系，网络结构中关联关系及网络密度呈上升趋势，但整体关联联系有待提升；
从个体网络结构特征来看，各省市在网络关系中“影响者”与“被影响者”角色不同、“中间人”与“独立者”身份不同、“远路径”与“近路径”到达关系节点距离不同。值得关注的是，除北京、天津、上海等政治经济枢纽中心城市，江苏、浙江等东部沿海经济发展增速较快且地理位置优越的地区在网络中也处于较核心地位，易对其他地区产生影响，示范作用明显、易构建关联关系、且关联联系数量较多。
第二，从空间聚类分析来看，以北京、上海、天津为代表的第一板块处于首属领导地位，以河北、山东、东三省为代表第三板块追随第一板块，二者互动活跃，以中西部地区为代表的第四板块追随以福建、广东为代表的第二板块，二者互动活跃，四大板块主要以经济发展、地理便利为划分依据，政治经济枢纽地区发挥“首属人”角色且净受益，东部沿海地区发挥“谄媚人”角色且双向溢出，北部地区发挥“经纪人”角色且双向溢出，中西部地区发挥“经纪人”角色且净溢出，总体来看，我国农村教育工作绩效空间关联网络板块归属界限明显、空间溢出特征稳定、角色权利发挥突出，这也为教育工作由集群示范到全国均衡协调的转变提供了帮扶发展路径。
第三，从关联关系回归分析来看，按照重要性排序，缩减教育财政个人补助力度、农村网络信息建设、农村高层次师资队伍建设等教育资源投入的省域间差异能有效提高农村教育工作绩效的区域均衡性，从而降低各省市农村教育工作的发展不公平、部分省市教育滞后的现象，有助于促进全国教育工作的统一协同发展，且教育财政资源投入对缩减教育绩效省域间差异的影响较物质资源和人力资源的影响大。分板块区域异质性回归结果表明，要提高地区性的教育绩效均衡，经济发达地区需要人力教育资源、物质教育资源、财政教育资源多维度全方位均等性投入，北部地区仍需要将提高整体地区性教育绩效摆在首要位置，而中西部地区由于教育精准扶贫工作的开展倾斜了大量教育资源的投入，若提高中西部教育绩效的均衡性需要进一步继续缩减物质教育资源的区域差距。通过教育工作“效率”与“公平”的齐头并进，发挥教育在防止返贫、乡村振兴中的重要作用，以实现教育公平、共同富裕、经济社会平等发展的美好目标。
猜你喜欢省市板块教育资源板块无常 法有常——板块模型中的临界问题中学生数理化(高中版.高考理化)(2020年9期)2020-10-27板块拼拼乐小哥白尼(神奇星球)(2020年3期)2020-07-27整合校外教育资源 做好青少年道德教育甘肃教育(2020年20期)2020-04-13省市大报头版头条领导决策信息(2017年35期)2017-10-20省市大报头版头条领导决策信息(2017年34期)2017-10-20其他省市怎么做？中国公路(2017年6期)2017-07-25省市大报头版头条领导决策信息(2016年27期)2016-10-23A股各板块1月涨跌幅前50名股市动态分析(2016年5期)2016-09-29面向数字化教育资源的Flash到HTML5转换研究中国教育信息化(2015年18期)2015-08-23自主学习视角下的开放教育资源文献综述(上)中国教育信息化(2015年5期)2015-08-22本文来源：http://www.zhangdahai.com/shiyongfanwen/qitafanwen/2023/0922/657863.html
