, 白永平, 周亮Spatial pattern and influencing factors of the equalization of basic education public service in China
WANGFan, BAIYongping, ZHOULiang通讯作者:
收稿日期:2017-03-19
修回日期:2018-08-11
网络出版日期:2019-02-20
版权声明:2019《地理研究》编辑部《地理研究》编辑部 所有
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Abstract
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1 引言
基本公共服务是满足全体公民需要的最低限度的公共服务和设施,包括教育、医疗、就业及养老等关乎人类生存、尊严与健康的公共服务。基本公共服务均等化保障所有公民均享有一定标准之上的基本公共服务,其实质是“底线均等”[1,2]。自2006年十六届六中全会正式提出“公共服务均等化”的概念以来,中国的“十一五”到“十三五”规划均要求重点推进基本公共服务的均等化,随着中国社会经济的发展,居民发展型消费需求增加,基本公共服务发展的现状与全社会对公共服务需求的差距日益明显,基本公共服务逐渐成为学术研究的热点。基本公共服务的理论研究整体围绕供给模式呈现阶段式演进[3],Samuelson基于市场失灵理论,确立公共服务由政府“单中心”供给的模式,探讨了城市公共服务以及设施的空间布局、供给效率[4];从公共服务的“双主体”联合供给理论出发,Hansmann等深入研究了城市公共服务和设施的均等化[5,6];Kramer根据公共服务的多元供给理论,从社会结构角度深入地探究了公共服务的空间分异[7]。此外,部分国外****还对基本公共服务的空间公平[8]、时空可达性[9,10]以及基本公共服务均等化实现路径[11]等方面进行了研究。国内****则侧重于通过构建基本公共服务综合评价指标体系,以分析和探讨基本公共服务的区域差异[2]、空间格局[12,13]及影响因素[14,15]等内容。基础教育公共服务是基本公共服务的重要组成部分,中国基础教育包括学前教育、小学教育和普通中学教育,基础教育作为保障人类发展权和尊严权的重要内容,不仅影响到个人的利益,也关系到整个国家和民族的发展,在整个基本公共服务体系中具有基础性地位[16,17]。基础教育公共服务均等化是公民享有基础教育公共服务的最低标准,保证不同地区、城乡的居民享有机会均等、结果大体相等、具有自由选择权的基础公共服务[18]。现阶段,中国基础教育公共服务存在显著的地区差异、城乡差异、校际差异及受教育群体之间的差异,其中地区非均等化问题尤为突出。西部地区是中国教育资源最贫乏的地区,也是知识发展差距最大的地区,基础教育公共服务地区均等化问题不容忽视[19,20]。随着二孩政策的全面实施,以及人口向城市群集中[21],中国基础教育公共服务将面临着巨大的压力,基础教育公共服务的均等化与合理配置势必成为一个焦点问题。近年来,基础教育公共服务均等化的概念、评价体系、影响因素、路径选择等研究成果越来越精细。刘琼莲从价值和操作两方面提出了基础教育公共服务均等化的判断标准[22],温娇秀等基于主成分分析法、基尼系数和因子分析法测度了中国基础教育公共服务的水平[23,24,25],吕炜等分别利用固定效应模型和多元线性回归方法探究了中国基础教育公共服务均等化的影响因素[26,27],胡耀宗等分别从政府、法律、财政等方面提出实现基础教育公共服务均等化的路径选择[28,29,30]。
从国内外相关研究来看,基本公共服务和基础教育公共服务均等化研究已经取得了比较丰富的成果,然而,对于基本公共服务,特别是基础教育公共服务的研究尚停留在构建综合评价指标体系的传统阶段,缺少基础教育公共服务的分类探讨。此外,部分关于基础教育公共服务的单独研究缺乏从地理空间的视角去理解和认识这一人文社会现象,研究内容也仅涉及义务教育层面,对学前教育、高中教育考虑不足,随着二孩政策的全面实施和高中义务教育的加快普及,仅涉及小学、中学的研究已无法满足社会发展的需求。近年来,以POI（point of interest）数据为代表的大数据,以其获取的便捷性和高效性,广泛应用于地理学领域,但鲜见于基本公共服务的研究。基础教育公共服务作为公共服务最基本、最重要的领域之一,值得单独分类出来利用POI大数据进行研究。据此,以基础教育POI设施数据为基础,采用GIS空间分析方法,从地区基础教育资源绝对数量均等化和人均数量均等化两方面,定量分析中国基础教育公共服务的地区差异及均等化空间格局,并结合统计数据探讨其空间格局形成的影响因素,以期为中国基础教育公共服务均等化与基础教育资源均衡配置提供理论依据和科学参考。
2 研究方法与数据来源
2.1 数据来源
研究所使用的数据涉及三大类：① 基础教育POI设施数据,使用学校设施表征基础教育公共服务资源,数据来源于高德地图,通过GeoSharp软件获取,获取时间为2016年6月,数据经过清洗和整理以后,包括幼儿园位置数据205663个,小学223210个,中学90202个;② 统计数据,地级市常住人口数据来自于2015年各省统计年鉴、经济年鉴和发展年鉴,国民经济与社会发展数据来源于2015年《中国城市统计年鉴》;③ 基础地图数据,来源于国家基础地理信息中心12.2 研究方法
2.2.1 Cartogram专题地图 Cartogram是一种统计地图。Cartogram的基本原理是用待研究的属性去代替真实的区域面积,并使用数学方法进行夸张变形,以突出待研究的属性信息。变形地图的实现方法有许多种,如托布勒的Rubber-map cartogram和Pseudo-cartogram,盖斯特纳与纽曼的Diffusion-cartogram等,这些方法在加载不同的数据属性后,显示其各自独特优越的表现力[31]。本文选用Diffusion-cartogram区域比较统计地图来刻画省域基础教育公共服务资源的空间分布[32],能够更直观地表现出基础教育公共服务的空间差异,以克服地图原本的区域面积对所要研究信息的影响,从而更加准确地揭示基础教育公共服务的空间分布特征。2.2.2 核密度估计法 核密度分析用于计算每个输出栅格像元周围要素的密度。本文采用点要素的核密度分析,根据输入的点要素数据集计算整个区域的数据聚集状况,从而产生一个连续的密度表面[33]。将全国的幼儿园、小学、中学点要素通过核密度法进行定量研究,以等值线表示基础教育公共服务的空间分布特征,核密度值越高意味着基础教育服务越聚集。
采用四次多项式核函数估计,设p处密度为
式中：p为待估计点的位置;pi为落在以p为圆心、h为半径的圆形范围内的第i个基础教育公共服务设施的位置;h代表步长,即以p为源点的曲面在空间上的延展的宽度[34]。
2.2.3 探索性空间数据分析 基于GeoDa软件进行基础教育公共服务的探索性空间数据分析（ESDA）,对基础教育公共服务进行地理数据挖掘,探索空间数据的集聚状况。为了解中国基础教育公共服务的集聚及均等化状况,首先利用GeoDa软件计算地级研究单元的基础教育公共服务数量的Morans' I值,检验基础教育公共服务是否在空间上具有相关性,再对基础教育公共服务进行局部空间相关性分析[35],计算LISA值,以表征地级研究单元内部的集聚特征。
2.2.4 地理加权回归分析 传统的线性回归模型只是对参数进行平均或者全局的估计,对于空间数据,特别是具有空间非稳定性的数据无法进行较好的拟合。地理加权回归模型将空间结构嵌入到线性回归模型中,对空间数据进行局部回归,能够捕捉自变量和因变量之间随地理空间的变化而产生的变化[36,37],其表达公式为：
式中：yi是因变量;β0为常数项;
3 地区绝对数量均等化的空间格局
中国基础教育公共服务存在地区、城乡、校际、群体之间的差异,其中尤其显著的是地区非均等化问题。从区域社会经济协调发展的长远角度考虑,基础教育公共服务均等化需要着重考虑基础教育资源在各地区之间进行均衡合理的分配。地区基础教育公共服务均等化包括基础教育资源绝对数量的均等化与人均数量的均等化,其中基础教育资源绝对数量的东西差异是衡量绝对数量均等化的重要方面。3.1 基础教育公共服务绝对数量总体分布特征
为分析东西部地区及省域间基础教育公共服务资源绝对数量的均等化格局,将POI数据中的学校设施数量投射到对应的省级行政区上,运用cartogram分析省域的空间分布状况。分析结果显示：学前教育服务资源的数量上,东部和中部占优势,西部地区学前教育资源仅占22%,西部地区的学前教育公共服务存在很大的劣势。小学教育服务资源的数量上,东、中、西及东北地区的比例分别为35%、30%、28%、7%。东部的江苏、上海、浙江、福建四省份的小学教育相较于学前教育资源数量有大幅下降,西部地区的小学教育公共服务的劣势依然明显,但比较学前教育公共服务差距有一定缩小。在中学教育服务资源数量上,东、中、西部的比例类似小学,西部地区和东北地区占中学教育服务资源的34%。从基础教育公共服务资源绝对数量上分析,东部和中部地区教育服务资源数量远多于西部地区和东北地区,其实质是基础教育服务资源在区域分布上存在严重的非均等化。3.2 基础教育公共服务绝对数量的密度分布
地区间基础教育服务绝对数量的总体分布特征是基于宏观尺度的格局研究,为了更详细探测基础教育服务绝对数量高值和低值区域的具体分布,本文以三种类型学校的POI点为数据源,运用核密度法分析三种类型基础教育公共服务的密度分布情况（图1）。学前教育在东、中部地区分布较多,高值区与城市群分布比较吻合,特别是与5个国家级城市群和9个区域性城市群高度重合,高值区主要是京津冀、长三角和珠三角地区;小学教育公共服务高值区主要分布在华北地区、东部沿海地区和长江中游地区,并在华北地区呈现高值区组团分布,在东部沿海地区呈现条带状分布,在长江中游地区呈现点状分布,西部和东北地区的高值区只有以西安、重庆和沈阳为中心的三个高值区域,其他区域呈现较为完整的低值分布区;中学教育公共服务高值区在华北地区和东部沿海地区呈现条带状分布,低值区域主要分布在西部地区和东北地区。胡焕庸线东侧的学前、小学和中学教育数量分别占比95.99%、94.14%、94.38%,低值区基本分布于胡焕庸线以西。总体而言,基础教育公共服务的密度分析在东多西少的基础上,进一步揭示出华北地区、东部沿海地区和长江中游地区为基础教育服务优势区域,基础教育服务公共服务设施数量存在显著的地区差异。
显示原图|下载原图ZIP|生成PPT图12016年中国基础教育公共服务的核密度分布
-->Fig. 1Kernel density distribution of basic education public service of China in 2016
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4 地区人均数量均等化的空间格局
地区基础教育公共服务绝对数量的差异反映了均等化的一方面,由于基础教育公共服务是以人为本面向人的服务,为了全面探究基础教育公共服务的差异,本文选取基础教育公共服务资源人均数量,对基础教育公共服务进行空间格局可视化和空间集聚性分析。4.1 人均基础教育公共服务空间分布特征
地级研究尺度的可视化共分5级（图2）。人均学前教育公共服务高值区在东部地区存在聚集分布,包括哈大线沿线区域、浙江与福建沿海地区;低值区在西部地区成连片之势,中部地区也出现低值塌陷区,分布在鄂、豫、皖交界位置。人均小学教育公共服务在西部地区分布广泛,在陕、甘、川、滇、藏部分区域形成一个大片的高值聚集区,在桂、黔交界区域也存在高值聚集区,东部地区高值区主要分布在京九线沿线,北方呈点状分布,在南方赣、粤、闽交界位置形成高值片区;低值区成片分布的状况显著,分布于中国北部地区、东部沿海地区,以及湘、鄂交界和川、渝、滇、黔交界区域。人均中学教育公共服务高值区与低值区交错分布,高值区在西北地区形成一个“几”形分布,在东部沿京九铁路两侧分布,西南地区分布在桂、黔交界地区;低值区域主要分布在西南地区、东北地区和东部沿海地区。人均学前教育公共服务的均等化格局与绝对数量的均等化格局较为一致,东西差异显著,人均小学和中学教育公共服务的非均等化问题不如绝对数量严重。
显示原图|下载原图ZIP|生成PPT图2中国人均基础教育公共服务的空间分布
-->Fig. 2Spatial distribution of basic education public service per capita in China
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4.2 人均基础教育公共服务集聚状况
地区之间人均基础教育公共服务均等化的可视化研究从一定层面上揭示了均等化的分布规律,但是未能表现出各研究单元之间内在的集聚规律。为揭示基础教育服务空间上的关联性,本文采用空间自相关对各研究单元之间基础教育服务的集聚规律进行探究。学前、小学、中学教育公共服务的Morans' I值分别为0.44、0.45和0.24,Morans' I值均大于0,表明地级单元的人均基础教育公共服务在空间上具有高度的全局空间正相关。全局Morans' I值从整体上刻画了基础教育公共服务存在集聚现象,为进一步研究基础教育公共服务的区域内部差异和局部集聚状况,运用GeoDa对教育公共服务进行局部自相关分析,得到局部LISA指数（图3）,部分区域未能通过95%的显著性检验。
显示原图|下载原图ZIP|生成PPT图3中国人均基础教育公共服务LISA散点图
-->Fig. 3LISA map for basic education public service per capita in China
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分析结果显示,中国地级研究单元人均学前教育公共服务L-L区域在西部地区出现大面积集聚状况,H-H区域主要分部在东南沿海地区,包括环渤海地区的辽宁、山东南部地区,东南沿海的海峡西岸及其以西地区。人均小学教育公共服务的H-H区域在西部和南部地区呈现明显的集聚,在西部区域呈现“C”形的H-H集聚,在西南、东南地区也形成H-H集聚区域;L-L区域主要分布在北方,东、中、西部均有小范围的集聚。人均中学教育公共服务的H-H区域没有形成较大规模的集聚,在东、中、西部均有H-H区域分布,分别在安徽、江西、福建交界地区,山西、陕西交界位置,贵州、广西交界地区,以及甘肃河西地区;L-L区域主要分布在西藏西北部、辽宁中南部、四川东部。总体来看,地级研究单元上人均学前教育公共服务L-L区域主要分布在中国的西部,H-H区域分布在东部沿海地区,东西差异明显,小学和中学的H-H和L-L区域在东、中、西部均有分布,人均小学教育公共服务在西部和南部优势明显,人均中学教育公共服务H-H和L-L区域交错分布,东西差异并不显著,基础教育公共服务人均数量的均等化格局优于基础教育公共服务绝对数量的均等化空间格局。
5 中国基础教育公共服务空间格局的影响因素
由于中国基础教育公共服务在绝对数量及人均数量上均存在地区差异,而绝对数量的非均等化状况显然更加突出,故选择地级研究单元上基础教育服务资源绝对数量作为因变量进行回归分析,以探究形成这种空间格局的影响因素。参考基本公共服务和教育公共服务相关文献中的机理分析,同时考虑到划片区和面向学龄人口进行服务是城市基础教育资源配置的重要方式,经济发展水平对教育公共服务数量影响显著,教育产业属于第三产业,教育基础设施建设投资属于固定资产投资,教育财政支出表征教育投入,这些变量对基础教育公共服务起至关重要的作用。故选取常住人口、城市建成区面积、人均GDP、第三产业比例、固定资产投资、教育财政支出等6项指标作为解释变量。由于2016年统计数据暂不可获取,故使用2015年统计年鉴数据代为解释。为了避免各指标出现多重共线性引起模型拟合的错误,利用OLS回归方法对所有变量进行多重共线性诊断,根据方差膨胀因子（VIF）判别,各变量的VIF均小于7.5,变量之间不存在共线性,6项指标可以作为解释变量。普通全局回归模型往往建立在研究单元假设为均质的基础上,而地级行政单元的基础教育公共服务的影响因素具有空间非稳定性,局部回归模型GWR可以较好地解释这种空间上的非稳定性。为验证GWR的优越性,使用全局回归模型OLS与局部回归模型GWR同时对数据进行回归分析（表1）,利用GWR模型回归得到的可决系数R2为0.9043,大于OLS模型的0.8804,且由于两个模型的赤池信息准则AICc值相差大于3,GWR模型具有较低的AICc值,表明GWR是对基础教育公共服务拟合性能更佳的模型。
Tab. 1
表1
表1最小二乘法（OLS）和地理加权回归（GWR）结果对比
Tab. 1Comparison of results from OLS and GWR
| AICc | R2 | Adjusted R2 | |
|---|---|---|---|
| OLS | 4376.7454 | 0.8804 | 0.8779 |
| GWR | 4342.3109 | 0.9043 | 0.8949 |
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在GWR模型中,每个研究单元都对应一个回归系数,对GWR模型回归结果进行描述性统计分析（表2）。结果表明：常住人口、第三产业比例和建成区面积的回归系数最大值较大,且回归系数的波动较大,表明这三个变量对基础教育公共服务资源的布局有较大影响。常住人口和固定资产投资的回归系数均是正值,表明对基础教育公共服务资源的增加有正向的推动作用,人均GDP、第三产业比例、建成区面积和教育财政支出的回归系数有正有负,表明这四个因子对部分地区教育服务资源的数量有正向促进作用,对部分地区教育服务资源的数量有负向的牵制作用。
Tab. 2
表2
表2GWR模型回归系数描述性统计与方差膨胀因子（VIF）
Tab. 2Descriptive statistical analysis of regression coefficients in the GWR model and VIF
| 最小值 | 中位值 | 最大值 | 平均值 | 标准偏差 | VIF | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 常住人口 | 2.2362 | 3.5648 | 3.8736 | 3.4453 | 0.3474 | 6.9521 |
| 人均GDP | -0.0056 | -0.0029 | 0.0007 | -0.0029 | 0.0013 | 2.1133 |
| 第三产业比例 | -5.8031 | 4.2915 | 8.4608 | 3.2827 | 3.6308 | 1.4801 |
| 建成区面积 | -1.4785 | -0.0547 | 1.4616 | 0.0900 | 0.5709 | 5.9646 |
| 固定资产投资 | 0.000004 | 0.000014 | 0.000032 | 0.000015 | 0.000006 | 4.5841 |
| 教育财政支出 | -0.000433 | -0.000283 | 0.000362 | -0.000233 | 0.000168 | 5.9248 |
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通过GWR回归分析（图4）,常住人口、第三产业比例和建成区面积对基础教育公共服务的影响较大。常住人口的回归系数均为正值,最大回归系数为3.8736,位于巴彦淖尔,常住人口的回归系数呈现由东北向西南依次递减的态势,常住人口的敏感区在北方地区,要协调本区域人口数量与基础教育公共服务配置比例,促进北方地区人口与教育均衡发展。常住人口对西南地区影响小,西南地区基础教育质量并不算优质,由于户籍人口的增加相对稳定,即使流动人口增加,流动人口多数也不会选择将子女带到当地接受教育,所以常住人口增加对西南地区影响甚微。第三产业比例的回归系数有正有负,回归系数呈现由东部和西南依次向南北递减的态势。第三产业比例的敏感区在东部地区和西南地区,东部地区和以成渝为中心的西南地区第三产业比例本就不低,且第三产业与教育的相互增益作用非常显著,提高第三产业比例对本区域基础教育公共服务资源数量有显著的正向效果。建成区面积的回归系数有正有负,敏感区位于东北地区,该地区的建成区面积对基础教育公共服务资源数量影响最大,建成区面积对东南地区和西北地区影响最小,华南地区及北疆部分地区有负向的作用,本区域建成区面积的增加导致的基础教育资源整合,可能对基础教育公共服务资源数量起反向作用。
显示原图|下载原图ZIP|生成PPT图4GWR模型回归系数空间分布
-->Fig. 4Spatial distribution of regression coefficients in the GWR model
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人均GDP、固定资产投资和教育财政投入的回归系数较小,是基础教育公共服务的辅助影响因素。人均GDP的回归系数有正有负,最大回归系数为0.0007在佳木斯,最小回归系数-0.0056,位于舟山,人均GDP的低敏感区在东部地区,人均GDP的增加对东部地区基础教育公共服务资源数量增加影响相对较小,局部地区有负向的作用,东部地区人均GDP的增加导致教育理念优化,更注重基础教育质量而非数量,故此人均GDP的增加可能与东部地区基础教育公共服务资源数量增加背道而驰。固定资产投资的回归系数均为正值,回归系数呈现由西南向东北呈弧形递减的态势,固定资产投资的敏感区在西南地区,东北地区回归系数较小,东北地区固定资产投资主要集中在工业领域,固定资产投资对基础教育公共服务的增益作用较小。教育财政支出的回归系数有正有负,回归系数整体相对低,教育财政支出的回归系数高值区集中在西南地区,增加教育财政支出、提高基础教育支出比例对该地区的基础教育公共服务数量增加影响显著。由于教育基础设施投资占固定资产投资比例低,基础教育占教育财政支出比例低,所以导致固定资产投资和教育财政支出的回归系数整体较低。
综上所述,常住人口、第三产业比例和建成区面积是影响基础教育公共服务空间格局形成的主要因素,人均GDP、固定资产投资和教育财政投入是影响基础教育公共服务空间格局形成的辅助因素。基于中国的基础教育资源分配方式,协调基础教育公共服务资源数量与常住人口和建成区面积的比例,适当增加第三产业比例和人均GDP,以及提高教育基础设施建设投资占固定资产投资比例和基础教育财政支出占教育财政支出比例,对于基础教育公共服务空间格局均等化有重要的推动作用。
6 结论与讨论
6.1 结论
基于基础教育POI设施数据,利用ArcGIS和GeoDa软件对中国基础教育公共服务均等化进行密度分布和集聚状况等分析,并通过地理加权回归对其空间格局形成的影响因素进行研究。结论如下：（1）地区基础教育公共服务数量方面,东部、中部的基础教育公共服务资源远多于西部地区和东北地区,东部、中部与西部、东北地区相差约30%。通过核密度分布的进一步分析,基础教育公共服务的高值区与国家级城市群、区域性城市群所在区域较为吻合,与地区性的城市群没有特别明显的重合。同时发现,胡焕庸线东侧的学前、小学和中学教育资源数量分别占比95.99%、94.14%、94.38%,中国基础教育资源的分界线,基本与胡焕庸线相吻合。东—中—西教育公共服务数量的确存在显著的地区差异,非均等化问题十分严重。
（2）对比地区基础教育公共服务人均数量与绝对数量的空间格局发现,不同类型的基础教育服务人均数量和绝对数量的均等化表现出相似性和差异性的空间格局。学前教育公共服务人均数量与绝对数量格局较为一致,均为东多西少,非均等化问题较为严重。小学和中学教育公共服务人均数量与绝对数量的空间格局则大不相同,高高集聚（H-H）和低低集聚（L-L）区域在东、中、西部均有大面积分布,小学教育公共服务人均数量在西部和南部优势明显,中学教育公共服务人均数量高高集聚（H-H）和低低集聚（L-L）区域交错分布,东西差异并不显著。对比显示,学前教育公共服务非均等化问题形势严峻,基础教育公共服务人均数量的均等化格局优于教育公共服务绝对数量的均等化空间格局。
（3）常住人口、第三产业比例、建成区面积是基础教育公共服务空间格局形成的主要影响因素,而人均GDP、固定资产投资、教育财政投入对教育公共服务的影响较小。常住人口和固定资产投资的回归系数皆为正值,对基础教育公共服务资源数量的增加有正向的推动作用,人均GDP、第三产业比例、建成区面积和教育财政支出的回归系数有正有负,表明其对基础教育服务资源的数量的影响有正面的促进作用,亦有反向的牵制作用。
6.2 讨论
基础教育公共服务均等化尚不到位,基础教育与社会经济发展不协调,难以适应区域之间协调发展及经济发展方式转变的要求,成为当前教育公共服务体系建设面临的主要矛盾[39]。均衡基础教育资源配置应该以科学的格局分析为参考,同时更应注重调整分析得出的关键影响因素。不同地区的基础教育公共服务空间格局形成的影响因素迥异,需要各种因素综合发挥作用,通过因地制宜的方式来均衡基础教育资源配置,逐步实现均等化。地区之间绝对数量和人均数量的非均等化程度虽然不同,但两者均是地区均等化的重要内容,要在兼顾公平与效率的前提下,注重地区之间基础教育公共服务资源总量均衡,以及人口与基础教育公共服务资源数量的均衡。学前教育在地区绝对数量和人均数量均表现出强烈的东西差异,与中小学教育不同,学前教育受市场的调节作用大,优势资源极易向投资回报率高的东部地区流动,此种情况下,学前教育公共服务非均等化问题的解决刻不容缓,政府是否应该在学前教育公共服务均等化过程中承担更多的责任值得探讨。与此同时,回归基础教育公共服务的本质,教育应当是以人为本的服务,基础教育应当是面向基础教育适龄人口的服务,我们更应当考虑的是学龄人口能否享有公平的教育机会,这也是基础教育公共服务均等化需要深层次探讨的方向。基础教育公共服务随着时代的发展和社会的进步,存在不断地合并、重组、扩张等动态变化,研究选取的POI数据的属性是截面数据,着重探讨了空间上的差异,未探究时间序列上的动态演化特征。教育服务均等化不仅包括过程均等,还包括起点均等和结果均等,基础教育公共服务均等化只研究了基础教育公共服务中的资源数量均等,也就是过程均等,未探讨起点和结果均等。同时,基础教育公共服务不仅要考量教育公共服务资源数量,也要考量教育的质量,具体讲,在基础教育公共服务过程均等中既包括硬件设施的服务,又包括软件条件的服务,文中只研究了硬件设施中的学校设施,对于像学校规模、师资水平这样重要的条件考虑不足。本文选取绝对数量作为影响因素的因变量,对于人均数量这一相对于人的平均指标考虑不充分,未来将增加以人均数量作为因变量的分析,对基础教育公共服务做更全面细致的研究。
The authors have declared that no competing interests exist.
参考文献 原文顺序
文献年度倒序
文中引用次数倒序
被引期刊影响因子
| [1] | . 实现基本公共服务均等化是我国未来社会发展的重要政策目标。近年来，国内学术界有关基本公共服务均等化问题的研究不断深入发展，研究成果主要集中在基本公共服务均等化基础性研究、我国基本公共服务非均等化现状研究、基本公共服务非均等化原因分析和实现基本公共服务均等化路径研究四个方面。对已有的研究成果进行综述和评估后发现，关于基本公共服务均等化问题的研究还存在以下不足：地区间研究多，群体间研究少；制度性研究多，实证性分析少；政府供给角度研究多，公众需求角度研究少等。因此，未来的研究需要注重政府行为的实证研究，强化公众需求视角的分析。 . 实现基本公共服务均等化是我国未来社会发展的重要政策目标。近年来，国内学术界有关基本公共服务均等化问题的研究不断深入发展，研究成果主要集中在基本公共服务均等化基础性研究、我国基本公共服务非均等化现状研究、基本公共服务非均等化原因分析和实现基本公共服务均等化路径研究四个方面。对已有的研究成果进行综述和评估后发现，关于基本公共服务均等化问题的研究还存在以下不足：地区间研究多，群体间研究少；制度性研究多，实证性分析少；政府供给角度研究多，公众需求角度研究少等。因此，未来的研究需要注重政府行为的实证研究，强化公众需求视角的分析。 |
| [2] | . 基于差异系数、泰尔指数、基尼系数和空间自相关模型,分析1997-2012年中国342个地级单元基础医疗卫生资源供给水平的总体差异与空间格局,结合相关研究文献比较基础医疗卫生资源供给水平空间格局与区域经济空间格局的差异,分析基础医疗卫生资源供给水平区域差异的原因,并提出未来政策应对的方向性建议。研究表明:1中国基础医疗卫生资源供给水平区域总体差异较大,但近年来呈现波动缩小的趋势;2中国基础医疗卫生资源供给水平空间关联格局变化较大,主要原因是高值集聚的HH类型和低值集聚的LL类型在空间的分布发生较大变化;3区域基础医疗卫生资源供给水平较高地区在中西部地区和东北地区集聚明显,东部地区主要分布在山东半岛与京津地区。相对于区域经济发展差距的扩大,中国基础医疗卫生资源供给水平的差距已经开始缩小,发展水平空间格局也存在显著差别。基础医疗卫生资源供给的区域差异形成的主要原因包括医疗卫生体制改革、国家区域政策热点分布的变化、人口的大规模流动、资源供给管理体制改革的滞后以及医疗卫生服务需求的收入弹性刺激等。 . 基于差异系数、泰尔指数、基尼系数和空间自相关模型,分析1997-2012年中国342个地级单元基础医疗卫生资源供给水平的总体差异与空间格局,结合相关研究文献比较基础医疗卫生资源供给水平空间格局与区域经济空间格局的差异,分析基础医疗卫生资源供给水平区域差异的原因,并提出未来政策应对的方向性建议。研究表明:1中国基础医疗卫生资源供给水平区域总体差异较大,但近年来呈现波动缩小的趋势;2中国基础医疗卫生资源供给水平空间关联格局变化较大,主要原因是高值集聚的HH类型和低值集聚的LL类型在空间的分布发生较大变化;3区域基础医疗卫生资源供给水平较高地区在中西部地区和东北地区集聚明显,东部地区主要分布在山东半岛与京津地区。相对于区域经济发展差距的扩大,中国基础医疗卫生资源供给水平的差距已经开始缩小,发展水平空间格局也存在显著差别。基础医疗卫生资源供给的区域差异形成的主要原因包括医疗卫生体制改革、国家区域政策热点分布的变化、人口的大规模流动、资源供给管理体制改革的滞后以及医疗卫生服务需求的收入弹性刺激等。 |
| [3] | . 城市公共服务设施是城市社会性服务业的依托载体，是指城市中呈点状分布并服务于社会大众的教育、医疗、文体、商业等社会性基础设施。西方国家城市公共服务设施供给理论及研究主题可以分为三个阶段。二战后至20世纪70年代，基于公共物品理论，确立社会公共服务的政府单中心供给模式，城市公共服务设施的布局区位、供给效率是研究重点：70年代至90年代，从公共服务的双主体联合供给理论出发，探讨城市公共服务设施供给的空间公平；90年代以来，在公共服务多元化供给理论基础上，从社会结构视角深层次研究公共服务设施供给的空间可达性差异及社会空间分异。 . 城市公共服务设施是城市社会性服务业的依托载体，是指城市中呈点状分布并服务于社会大众的教育、医疗、文体、商业等社会性基础设施。西方国家城市公共服务设施供给理论及研究主题可以分为三个阶段。二战后至20世纪70年代，基于公共物品理论，确立社会公共服务的政府单中心供给模式，城市公共服务设施的布局区位、供给效率是研究重点：70年代至90年代，从公共服务的双主体联合供给理论出发，探讨城市公共服务设施供给的空间公平；90年代以来，在公共服务多元化供给理论基础上，从社会结构视角深层次研究公共服务设施供给的空间可达性差异及社会空间分异。 |
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| [6] | . The study investigates the types of constraints that limit people's use of public parks in an urban environment, how willing people would be to visit parks given various changes in park operations and programming, and whether these patterns are functions of the separate or interactive effects of age and gender. Data from a survey of 637 non-users and infrequent users of public parks in Greater ... |
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| [8] | . The aim of this study was to identify possible factors associated with the marked geographical variation in supply of public dental services in Norway. We identified three sources for this uneven distribution: differences in dental care needs, differences in revenue levels between counties, and differences in the party composition of the county councils. Analyses were undertaken to ascertain whether these factors were related to the variation in the number of man-labor years of public dental officers. The analyses were performed on a set of data from Norwegian counties for the period 1985 92. There was an association between the number of man-labor years of public dental officers and our indicators of dental care needs, county revenue, and party composition of the county councils. Our findings are encouraging, as they indicate that the county councils seemed to respond to the dental care needs of the local population. On the other hand, there were inequalities in supply of public dental services that were due to differences in revenue between counties. From an equity point of view, this inequality is undesirable. The inequality could most likely be reduced by decreasing the variation in revenue between counties. Differences in party composition of the county councils had only a small effect on the geographical variation in the number of man-labor years of public dental officers. |
| [9] | . In this paper a GIS toolkit (http://cartogis.ugent.be/sta_toolkit) is described that is able to assess the accessibility of urban opportunities to one or multiple persons. Based on information about the transportation system, urban opportunities and individual activity schedules, the toolkit provides a dynamic and animated view of the activity locations that are accessible to a person or group... [Show full abstract] |
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| [12] | . 以中国31个省级行政单位为研究对象,从教育服务、文化服务、医疗卫生服务、基础设施服务、社会保障服务和信息化服务6个方面构建指标体系,综合测度各省份城市和农村基本公共服务水平;利用信息熵原理构建基本公共服务均等化指数,测度各省份城乡基本公共服务均等化程度,并用探索性空间数据分析方法对城乡基本公共服务均等化指数的空间格局进行研究。研究表明:1各省份城市和农村基本公共服务水平的差异均十分显著。城市基本公共服务水平的空间分布为"T"字型格局,并呈"东—中—西"阶梯状递减;农村基本公共服务水平的空间分布与城市存在很大的不一致性,呈"东—西—中"阶梯状递减的格局。2 31个省份的城乡基本公共服务均等化指数偏低,其空间分布存在着显著的全局空间自相关特征。3各省份农村基本公共服务水平对均等化指数的影响大于城市,城乡基本公共服务均等化指数与农村基本公共服务水平的关系类似马太效应。 . 以中国31个省级行政单位为研究对象,从教育服务、文化服务、医疗卫生服务、基础设施服务、社会保障服务和信息化服务6个方面构建指标体系,综合测度各省份城市和农村基本公共服务水平;利用信息熵原理构建基本公共服务均等化指数,测度各省份城乡基本公共服务均等化程度,并用探索性空间数据分析方法对城乡基本公共服务均等化指数的空间格局进行研究。研究表明:1各省份城市和农村基本公共服务水平的差异均十分显著。城市基本公共服务水平的空间分布为"T"字型格局,并呈"东—中—西"阶梯状递减;农村基本公共服务水平的空间分布与城市存在很大的不一致性,呈"东—西—中"阶梯状递减的格局。2 31个省份的城乡基本公共服务均等化指数偏低,其空间分布存在着显著的全局空间自相关特征。3各省份农村基本公共服务水平对均等化指数的影响大于城市,城乡基本公共服务均等化指数与农村基本公共服务水平的关系类似马太效应。 |
| [13] | . 顺利推进基本公共服务均等化是我国和谐社会发展面临的一项重要问题。在探讨基本公共服务内涵的基础上,以教育服务、文化服务、卫生服务、信息化服务、生态环境服务、基础设施服务、社会保障服务7个一级指标,29个二级指标构建了我国市级基本公共服务质量水平测度指标体系,用熵值法对我国286个地级以上城市（除拉萨）进行系统分析。结果表明：城市之间基本公共服务差距明显,基本公共服务质量总体不高,空间差异明显,呈现从东部沿海到中、西部逐步降低的特点;基本公共服务质量较高的城市呈＂群＂状分布,与城市群有较好的拟合;基本公共服务水平与城市经济发展水平呈正相关,与城市规模存在对应关系;公共服务水平各单项水平不均衡等。 . 顺利推进基本公共服务均等化是我国和谐社会发展面临的一项重要问题。在探讨基本公共服务内涵的基础上,以教育服务、文化服务、卫生服务、信息化服务、生态环境服务、基础设施服务、社会保障服务7个一级指标,29个二级指标构建了我国市级基本公共服务质量水平测度指标体系,用熵值法对我国286个地级以上城市（除拉萨）进行系统分析。结果表明：城市之间基本公共服务差距明显,基本公共服务质量总体不高,空间差异明显,呈现从东部沿海到中、西部逐步降低的特点;基本公共服务质量较高的城市呈＂群＂状分布,与城市群有较好的拟合;基本公共服务水平与城市经济发展水平呈正相关,与城市规模存在对应关系;公共服务水平各单项水平不均衡等。 |
| [14] | . 构建基本公共服务质量评价指标体系,对河南省基本公共服务水平和空间格局特征进行了分析,最后采用空间杜宾模型研究了基本公共服务的空间溢出效应与影响因素。研究发现:1 2005~2014年河南省各市基本公共服务水平呈不同程度的上升趋势,但整体水平不高;空间格局上呈自西北向东南衰减的半环带圈层结构。2基本公共服务在市际尺度上具有显著的全局与局部自相关特征,随时间呈现集聚-分散-集聚的演变模式;高高集聚与低低集聚的空间俱乐部趋同特征明显。3空间杜宾模型检验表明基本公共服务空间上存在溢出效应;城镇化水平、地方政府财政支出能力、地方经济发展活力对基本公共服务具有正向促进作用。 . 构建基本公共服务质量评价指标体系,对河南省基本公共服务水平和空间格局特征进行了分析,最后采用空间杜宾模型研究了基本公共服务的空间溢出效应与影响因素。研究发现:1 2005~2014年河南省各市基本公共服务水平呈不同程度的上升趋势,但整体水平不高;空间格局上呈自西北向东南衰减的半环带圈层结构。2基本公共服务在市际尺度上具有显著的全局与局部自相关特征,随时间呈现集聚-分散-集聚的演变模式;高高集聚与低低集聚的空间俱乐部趋同特征明显。3空间杜宾模型检验表明基本公共服务空间上存在溢出效应;城镇化水平、地方政府财政支出能力、地方经济发展活力对基本公共服务具有正向促进作用。 |
| [15] | . 从失配的角度,尝试提出基本公共服务失配度的概念,并将生态系统评估中的健康距离模型引入到基本公共服务研究中,研究了2003—2012年东北地区基本公共服务失配度的时空格局演化过程及形成机理。研究发现:时间序列上,东北地区基本公共服务失配度演化分为高度失配主导阶段(2003—2004年),失配度徘徊下降阶段(2005—2008年)和失配度快速下降阶段(2009—2012年);基本公共服务失配度整体上呈现下降趋势,且区域绝对差异不断扩大。空间演化上,失配度空间格局呈现由高度失配均衡格局向低度失配均衡格局演进的趋势,并逐渐呈现"T"字形格局;形成三个基本公共服务配置较好的高值中心,且空间外溢效应显现;省际之间辽宁配置较好,黑龙江和内蒙古东部次之,吉林失配较为严重,且内部区域差异呈扩大趋势。区域经济空间结构变迁、地方政府公共服务政策以及国家宏观政策调控共同作用于东北地区基本公共服务失配度时空格局演化。 . 从失配的角度,尝试提出基本公共服务失配度的概念,并将生态系统评估中的健康距离模型引入到基本公共服务研究中,研究了2003—2012年东北地区基本公共服务失配度的时空格局演化过程及形成机理。研究发现:时间序列上,东北地区基本公共服务失配度演化分为高度失配主导阶段(2003—2004年),失配度徘徊下降阶段(2005—2008年)和失配度快速下降阶段(2009—2012年);基本公共服务失配度整体上呈现下降趋势,且区域绝对差异不断扩大。空间演化上,失配度空间格局呈现由高度失配均衡格局向低度失配均衡格局演进的趋势,并逐渐呈现"T"字形格局;形成三个基本公共服务配置较好的高值中心,且空间外溢效应显现;省际之间辽宁配置较好,黑龙江和内蒙古东部次之,吉林失配较为严重,且内部区域差异呈扩大趋势。区域经济空间结构变迁、地方政府公共服务政策以及国家宏观政策调控共同作用于东北地区基本公共服务失配度时空格局演化。 |
| [16] | . 过去30年来,中国乡村基础教育发展迅猛,但基础教育的城乡差异状况及其负面效应,始终是基础教育乃至整个教育发展的瓶颈,极大地影响着整个社会的进步.本文主要基于国家教育统计数据,比较了2003年和2013年中国城乡基础教育资源分配的发展及其差异状况,重点分析了这种差异状况可能带来的社会后果.城乡基础教育资源分配折射了整个中国社会城乡利益的失衡格局,其负面效应的破解亟待整个社会城乡二元结构的打破. . 过去30年来,中国乡村基础教育发展迅猛,但基础教育的城乡差异状况及其负面效应,始终是基础教育乃至整个教育发展的瓶颈,极大地影响着整个社会的进步.本文主要基于国家教育统计数据,比较了2003年和2013年中国城乡基础教育资源分配的发展及其差异状况,重点分析了这种差异状况可能带来的社会后果.城乡基础教育资源分配折射了整个中国社会城乡利益的失衡格局,其负面效应的破解亟待整个社会城乡二元结构的打破. |
| [17] | . 教育越来越成为攀登社会阶梯的主要方式,社会个体将其看作是实现 个人价值和全面发展的主要门径.教育的地区间、城乡间、学校间发展不平衡以及教育领域内的各类不和谐现象引发人们教育公共服务强烈的不公平感,追求教育公 平已成为缓解社会矛盾、实现社会公平正义的重要途径.教育公平问题成为社会热切关注的话题,教育公平反映了社会主体对现代基础教育公共服务的诉求.公共服 务理念不可避免地渗透到了教育领域,教育公平也不可避免地受到影响.以公共服务为教育公平的分析视阈,不仅符合当下的社会理念,还具有重大的现实意义. . 教育越来越成为攀登社会阶梯的主要方式,社会个体将其看作是实现 个人价值和全面发展的主要门径.教育的地区间、城乡间、学校间发展不平衡以及教育领域内的各类不和谐现象引发人们教育公共服务强烈的不公平感,追求教育公 平已成为缓解社会矛盾、实现社会公平正义的重要途径.教育公平问题成为社会热切关注的话题,教育公平反映了社会主体对现代基础教育公共服务的诉求.公共服 务理念不可避免地渗透到了教育领域,教育公平也不可避免地受到影响.以公共服务为教育公平的分析视阈,不仅符合当下的社会理念,还具有重大的现实意义. |
| [18] | . 近年来,中国地区间、城乡间义务教育服务的实际差距呈扩大趋势。这主要源于中国经济发展不均衡、城乡二元结构、财政体制不合理、法律法规不完善。这就需要增加教育投入,建立多元化的义务教育投入机制;打破城乡分割的二元结构,提供体制保障;改革义务教育财政体制,提供物质保障;完善义务教育服务均等化的立法与执法,提供法律保障。 . 近年来,中国地区间、城乡间义务教育服务的实际差距呈扩大趋势。这主要源于中国经济发展不均衡、城乡二元结构、财政体制不合理、法律法规不完善。这就需要增加教育投入,建立多元化的义务教育投入机制;打破城乡分割的二元结构,提供体制保障;改革义务教育财政体制,提供物质保障;完善义务教育服务均等化的立法与执法,提供法律保障。 |
| [19] | . 基于教育发展的宏观数据和微观调查数据,从区域、城乡、学校和受教育群体四个方面对我国基础教育均衡状况进行了实证分析研究。一方面,使用教育发展的宏观数据构建教育均衡指数,运用两种指标体系测度了1995—2010年我国基础教育均衡发展程度。体系一的测算结果表明,我国基础教育的教育机会均衡指数、教育资源配置均衡指数、教育质量均衡指数、教育成就均衡指数和教育均衡总指数均呈现逐年均衡的发展趋势,尤其在基础教育机会均衡方面取得了很大的进步。体系二的测算结果表明,我国基础教育的城乡教育均衡指数、学校教育均衡指数、群体教育均衡指数和教育均衡总指数依然呈现趋于均衡的态势,但区域教育均衡指数的变化波动较大。另一方面,通过来自河南省、山东省、陕西省和甘肃省的微观调研数据也得出了相似的判断,表明我国基础教育逐步走向均衡,但城乡之间的生均经费差距较大,不同类别学校之间发展不够均衡,不同群体的入学方式存在差异。 . 基于教育发展的宏观数据和微观调查数据,从区域、城乡、学校和受教育群体四个方面对我国基础教育均衡状况进行了实证分析研究。一方面,使用教育发展的宏观数据构建教育均衡指数,运用两种指标体系测度了1995—2010年我国基础教育均衡发展程度。体系一的测算结果表明,我国基础教育的教育机会均衡指数、教育资源配置均衡指数、教育质量均衡指数、教育成就均衡指数和教育均衡总指数均呈现逐年均衡的发展趋势,尤其在基础教育机会均衡方面取得了很大的进步。体系二的测算结果表明,我国基础教育的城乡教育均衡指数、学校教育均衡指数、群体教育均衡指数和教育均衡总指数依然呈现趋于均衡的态势,但区域教育均衡指数的变化波动较大。另一方面,通过来自河南省、山东省、陕西省和甘肃省的微观调研数据也得出了相似的判断,表明我国基础教育逐步走向均衡,但城乡之间的生均经费差距较大,不同类别学校之间发展不够均衡,不同群体的入学方式存在差异。 |
| [20] | . 把基础教育推给社会或市场，寄希望于社会集资、捐赠和社会力量办学，是极不妥当的。在这一领域内，市场主体介入的可能性很小，作为公共物品的基础教育，政府有无可旁贷的提供之责。基础教育由中央财政承担，将会极大地推进经济落后地区基础教育的发展，有利于改变我国目前教育资源、基础设施和文化资源配置的极不均衡状态。 . 把基础教育推给社会或市场，寄希望于社会集资、捐赠和社会力量办学，是极不妥当的。在这一领域内，市场主体介入的可能性很小，作为公共物品的基础教育，政府有无可旁贷的提供之责。基础教育由中央财政承担，将会极大地推进经济落后地区基础教育的发展，有利于改变我国目前教育资源、基础设施和文化资源配置的极不均衡状态。 |
| [21] | . 胡焕庸线作为人地关系的重要地理大发现之一,揭示了中国人口分布东密西疏的重要特征,是人文与经济地理学对社会的重要贡献之一。本文采用地理探测器等定量方法,以人口普查数据为基础,对胡焕庸线两侧人口分布的分异性特征进行了深入讨论,并尝试解释中国人口分布特征变化的原因及其机制。结果表明:1胡焕庸线作为中国最重要的人口分界线仍基本保持稳定,但从空间统计学分异特征来看该分界线仍可进一步优化调整;2胡焕庸线两侧内部人口集聚模式发生着明显变化,东南半壁人口分布由改革开放之前和初期的相对均衡状态,转变为以长三角、珠三角等少数区域为中心的集聚模式;而西北半壁人口分布的集聚程度则趋于下降;3从人口空间分布的影响因素看,尽管总体上,经济发展类因素对于人口空间分布影响不断增强,但三大阶梯等自然地理本底条件依然对中国人口分布有着重要影响。 . 胡焕庸线作为人地关系的重要地理大发现之一,揭示了中国人口分布东密西疏的重要特征,是人文与经济地理学对社会的重要贡献之一。本文采用地理探测器等定量方法,以人口普查数据为基础,对胡焕庸线两侧人口分布的分异性特征进行了深入讨论,并尝试解释中国人口分布特征变化的原因及其机制。结果表明:1胡焕庸线作为中国最重要的人口分界线仍基本保持稳定,但从空间统计学分异特征来看该分界线仍可进一步优化调整;2胡焕庸线两侧内部人口集聚模式发生着明显变化,东南半壁人口分布由改革开放之前和初期的相对均衡状态,转变为以长三角、珠三角等少数区域为中心的集聚模式;而西北半壁人口分布的集聚程度则趋于下降;3从人口空间分布的影响因素看,尽管总体上,经济发展类因素对于人口空间分布影响不断增强,但三大阶梯等自然地理本底条件依然对中国人口分布有着重要影响。 |
| [22] | . 教育公平具有独立的价值,保障教育公平是公共教育政策的基本价值。发展教育是政府的责任,促进教育公平是政府最应担负的责任和再分配责任的逻辑起点。基本公共教育服务均等化需要借助于创新教育和教育公平的理念,实现教育的均衡发展、和谐发展以及自由发展,达致全体社会成员的共同发展。基本公共教育服务均等化的评估要求政府树立基于公共教育服务的外部经济价值、全体社会成员的受教育权利与哲学—社会学—经济学的教育公平观的价值标准,以及优化教育投资结构,确立投资体制多元化、资源评估指标化、资源配置高效化、身心发展和谐化与政策措施配套化的操作标准。 . 教育公平具有独立的价值,保障教育公平是公共教育政策的基本价值。发展教育是政府的责任,促进教育公平是政府最应担负的责任和再分配责任的逻辑起点。基本公共教育服务均等化需要借助于创新教育和教育公平的理念,实现教育的均衡发展、和谐发展以及自由发展,达致全体社会成员的共同发展。基本公共教育服务均等化的评估要求政府树立基于公共教育服务的外部经济价值、全体社会成员的受教育权利与哲学—社会学—经济学的教育公平观的价值标准,以及优化教育投资结构,确立投资体制多元化、资源评估指标化、资源配置高效化、身心发展和谐化与政策措施配套化的操作标准。 |
| [23] | . 利用主成分分析和聚类分析方法,通过计算变异系数,本文从单项指标和综合指标两个角度分析了省际间基础教育服务均等化水平的变化。单项指标研究结果发现:危房率与生均仪器设备值的不均等化程度排名前两位且呈现恶化的趋势,教育经费的不均等化程度尽管有所下降但依然很高;综合指标分析结果表明:省际间基础教育服务综合水平的均等化程度略有提高,但五类地区省份基础教育的综合发展非常缓慢。因此,实现教育过程的均等与加快五类地区省份基础教育的发展是未来基础教育均等化政策实施的主要方面。 . 利用主成分分析和聚类分析方法,通过计算变异系数,本文从单项指标和综合指标两个角度分析了省际间基础教育服务均等化水平的变化。单项指标研究结果发现:危房率与生均仪器设备值的不均等化程度排名前两位且呈现恶化的趋势,教育经费的不均等化程度尽管有所下降但依然很高;综合指标分析结果表明:省际间基础教育服务综合水平的均等化程度略有提高,但五类地区省份基础教育的综合发展非常缓慢。因此,实现教育过程的均等与加快五类地区省份基础教育的发展是未来基础教育均等化政策实施的主要方面。 |
| [24] | . 从区域、城乡、学校和受教育群体四个方面对于基础教育均衡度进行分析发现,近年来,我国基础教育特别是义务教育发展从整体上看正在趋向均衡。各地区基础教育的差距总体出现缩小态势,基础教育特别是义务教育入学率,各地区中小学教师合格率差距不断缩小。同时,地区间财政性教育经费以及初等教育生均教育经费和中等教育生均教育经费的绝对差异仍然在拉大;小学和初中生均预算内经费城乡差异正在随着时序变化在减小,各地区城乡中小学教师合格率差异正在逐步减小。但是,我国中小学校之间的教育投入差距还相当大;不同群体之间接受基础教育还很不均衡。造成我国基础教育发展不均衡的主要原因是由于基础教育资源配置不均衡。 . 从区域、城乡、学校和受教育群体四个方面对于基础教育均衡度进行分析发现,近年来,我国基础教育特别是义务教育发展从整体上看正在趋向均衡。各地区基础教育的差距总体出现缩小态势,基础教育特别是义务教育入学率,各地区中小学教师合格率差距不断缩小。同时,地区间财政性教育经费以及初等教育生均教育经费和中等教育生均教育经费的绝对差异仍然在拉大;小学和初中生均预算内经费城乡差异正在随着时序变化在减小,各地区城乡中小学教师合格率差异正在逐步减小。但是,我国中小学校之间的教育投入差距还相当大;不同群体之间接受基础教育还很不均衡。造成我国基础教育发展不均衡的主要原因是由于基础教育资源配置不均衡。 |
| [25] | . 为了促进出教育均等化,从教育投入、产能和绩效3个方面构建了教育服务均等化评价指标体系,运用多元统计因子分析和聚类分析,对中国31个省域公共教育均等化水平及差异性进行实证分析。分析认为,中国各个省域的公共教育均等化水平差异较大,东部、中部、西部地区的教育均等化水平差异化明显,影响各地区教育均等化水平的因素有所不同;提出了促进中国公共教育均等化建议：建立健公共教育服务国家标准体系、加大对落后地区的投入与转移支付力度、关注人均教育资源的无差异化、注重优质教师资源均等化。 为了促进出教育均等化,从教育投入、产能和绩效3个方面构建了教育服务均等化评价指标体系,运用多元统计因子分析和聚类分析,对中国31个省域公共教育均等化水平及差异性进行实证分析。分析认为,中国各个省域的公共教育均等化水平差异较大,东部、中部、西部地区的教育均等化水平差异化明显,影响各地区教育均等化水平的因素有所不同;提出了促进中国公共教育均等化建议：建立健公共教育服务国家标准体系、加大对落后地区的投入与转移支付力度、关注人均教育资源的无差异化、注重优质教师资源均等化。 |
| [26] | . 教育均等化是我国公共服务均等化的重要组成部分，本文以教育基尼系数作为衡量教育均等程度的指标，在测算了1998~2007年我国31个省市区教育基尼系数的基础上，从教育体制自身及其外部宏观经济环境两个维度选取相关指标，运用面板模型方法实证分析了教育均等程度的影响因素。实证分析得出：教育经费投入不足是制约我国教育均等化进程的瓶颈，城乡“二元经济”体制所造成的“二元教育”体制有碍于实现我国教育均等化的进程，政府公共服务水平的提高可以提升教育均等化程度。 . 教育均等化是我国公共服务均等化的重要组成部分，本文以教育基尼系数作为衡量教育均等程度的指标，在测算了1998~2007年我国31个省市区教育基尼系数的基础上，从教育体制自身及其外部宏观经济环境两个维度选取相关指标，运用面板模型方法实证分析了教育均等程度的影响因素。实证分析得出：教育经费投入不足是制约我国教育均等化进程的瓶颈，城乡“二元经济”体制所造成的“二元教育”体制有碍于实现我国教育均等化的进程，政府公共服务水平的提高可以提升教育均等化程度。 |
| [27] | . 教育公平是我国当前关注的热点。在界定区域基础教育资源配置均等化内涵的基础上,从宏观经济、教育政策、社会需求和教育制度等四方面分析影响我国区域基础教育资源配置均等化的因素并构建影响因素分析的理论模型,进而以我国2009年31省市为对象分别就四个影响因素对我国基础教育人力资源、物质资源和资金资源配置的作用进行多元线性回归分析统计检验,得出宏观经济和社会需求是影响我国区域基础教育资源配置均等化的关键因素,而教育政策与教育制度的影响较小的重要结论。 . 教育公平是我国当前关注的热点。在界定区域基础教育资源配置均等化内涵的基础上,从宏观经济、教育政策、社会需求和教育制度等四方面分析影响我国区域基础教育资源配置均等化的因素并构建影响因素分析的理论模型,进而以我国2009年31省市为对象分别就四个影响因素对我国基础教育人力资源、物质资源和资金资源配置的作用进行多元线性回归分析统计检验,得出宏观经济和社会需求是影响我国区域基础教育资源配置均等化的关键因素,而教育政策与教育制度的影响较小的重要结论。 |
| [28] | . 义务教育是基本公共服务均等化的主要领域之一,但其现实是明显的 非均等化,存在显著的城乡差距、区域差距和校际差距.实现义务教育均等化,需要进行科学的政策调适:厘清基本公共服务均等化与义务教育均衡发展的政策涵 义;消解城乡二元结构,分阶段推进义务教育均等;适应学龄人口流动与城乡分布结构变化,实现校际办学资源均等配置;进一步增加义务教育的财政投入;颁布义 务教育国家标准,制定均等化发展指标体系;完善义务教育的生产和供给体制. . 义务教育是基本公共服务均等化的主要领域之一,但其现实是明显的 非均等化,存在显著的城乡差距、区域差距和校际差距.实现义务教育均等化,需要进行科学的政策调适:厘清基本公共服务均等化与义务教育均衡发展的政策涵 义;消解城乡二元结构,分阶段推进义务教育均等;适应学龄人口流动与城乡分布结构变化,实现校际办学资源均等配置;进一步增加义务教育的财政投入;颁布义 务教育国家标准,制定均等化发展指标体系;完善义务教育的生产和供给体制. |
| [29] | . 2006年修订的《中华人民共和国义务教育法》提出了义务教育均衡发展的理念,这为义务教育均等化的目标实现提供了基本的法律依据。义务教育均等化是贯彻公平理念和人权理念的需要。目前,中国区域、城乡、校际间义务教育发展不均等的局面没有得到根本改变。实现中国义务教育均等化,需要完善义务教育领域法律体系,规范财政转移支付制度,实现地方财权和事权的统一,健全区域经济协调发展法律制度等。 . 2006年修订的《中华人民共和国义务教育法》提出了义务教育均衡发展的理念,这为义务教育均等化的目标实现提供了基本的法律依据。义务教育均等化是贯彻公平理念和人权理念的需要。目前,中国区域、城乡、校际间义务教育发展不均等的局面没有得到根本改变。实现中国义务教育均等化,需要完善义务教育领域法律体系,规范财政转移支付制度,实现地方财权和事权的统一,健全区域经济协调发展法律制度等。 |
| [30] | . 本文从公共财政支出的角度,采用两类指标对我国1997-2007年间基础教育服务均等化的基本状况和发展趋势进行实证考察。分析了造成我国基础教育服务发展不均衡状态的深层次原因,并对实现基础教育均等化的途径进行了探讨。 . 本文从公共财政支出的角度,采用两类指标对我国1997-2007年间基础教育服务均等化的基本状况和发展趋势进行实证考察。分析了造成我国基础教育服务发展不均衡状态的深层次原因,并对实现基础教育均等化的途径进行了探讨。 |
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| [32] | . Map makers have for many years searched for a way to construct cartograms, maps in which the sizes of geographic regions such as countries or provinces appear in proportion to their population or some other analogous property. Such maps are invaluable for the representation of census results, election returns, disease incidence, and many other kinds of human data. Unfortunately, to scale regions and still have them fit together, one is normally forced to distort the regions' shapes, potentially resulting in maps that are difficult to read. Many methods for making cartograms have been proposed, some of them are extremely complex, but all suffer either from this lack of readability or from other pathologies, like overlapping regions or strong dependence on the choice of coordinate axes. Here, we present a technique based on ideas borrowed from elementary physics that suffers none of these drawbacks. Our method is conceptually simple and produces useful, elegant, and easily readable maps. We illustrate the method with applications to the results of the 2000 U.S. presidential election, lung cancer cases in the State of New York, and the geographical distribution of stories appearing in the news. |
| [33] | . 绿带是阻止城市蔓延、提高城市生态安全格局的重要手段,其游憩开发能够为大都市游憩空间紧缺提供有效的解决途径。以北京市第二道绿带为研究区,以2013年绿带内6种类型游憩空间（共448处）为研究对象,运用Kernel核密度算法等空间分析方法,从北京市绿带游憩空间的整体分布格局、规模容量特征和各类型游憩空间分布特征及成因三个层面进行分析。主要结论：① 从整体分布格局来看,北京市绿带内形成了若干游憩空间集聚区域,游憩空间结构出现“北密南疏”的整体特征;北部游憩空间集聚程度高且分布连续成带,南部游憩空间集聚程度较低且分布离散成团;北部温榆河沿岸地区游憩空间大量集聚,成为绿带游憩空间结构的主要骨架。② 从规模容量特征来看,占地规模较大的游憩空间呈集聚分布,规模较小的游憩空间呈分散分布,绿带内已形成了6个由面积规模较大的游憩空间密集分布构成的热点区。③ 绿带内6种类型游憩空间分布特征及成因表现为：绿带内的资源环境本底决定了既有吸引物游憩空间的空间特征;政策性规划引导郊野休闲公园空间分布相对均匀;重要水系与运动健身游憩空间的空间分布高度关联;主题活动游憩空间更倾向于靠近主要交通干道;会议度假游憩空间与北京市地热资源分布契合度高;民俗体验游憩空间大量分布在海淀区上庄水库周边。揭示了北京市绿带游憩空间布局情况,为中国绿带游憩体系的统筹建设、空间结构调整和布局优化提供了参考。 . 绿带是阻止城市蔓延、提高城市生态安全格局的重要手段,其游憩开发能够为大都市游憩空间紧缺提供有效的解决途径。以北京市第二道绿带为研究区,以2013年绿带内6种类型游憩空间（共448处）为研究对象,运用Kernel核密度算法等空间分析方法,从北京市绿带游憩空间的整体分布格局、规模容量特征和各类型游憩空间分布特征及成因三个层面进行分析。主要结论：① 从整体分布格局来看,北京市绿带内形成了若干游憩空间集聚区域,游憩空间结构出现“北密南疏”的整体特征;北部游憩空间集聚程度高且分布连续成带,南部游憩空间集聚程度较低且分布离散成团;北部温榆河沿岸地区游憩空间大量集聚,成为绿带游憩空间结构的主要骨架。② 从规模容量特征来看,占地规模较大的游憩空间呈集聚分布,规模较小的游憩空间呈分散分布,绿带内已形成了6个由面积规模较大的游憩空间密集分布构成的热点区。③ 绿带内6种类型游憩空间分布特征及成因表现为：绿带内的资源环境本底决定了既有吸引物游憩空间的空间特征;政策性规划引导郊野休闲公园空间分布相对均匀;重要水系与运动健身游憩空间的空间分布高度关联;主题活动游憩空间更倾向于靠近主要交通干道;会议度假游憩空间与北京市地热资源分布契合度高;民俗体验游憩空间大量分布在海淀区上庄水库周边。揭示了北京市绿带游憩空间布局情况,为中国绿带游憩体系的统筹建设、空间结构调整和布局优化提供了参考。 |
| [34] | . 高科技产业是全球化背景下城市发展与区域竞争的关键,但是高科技产业发展空间极不平衡,空间要素显著影响高科技企业区位选择及空间集聚.针对现有研究主要集中在国家、省等大尺度单元,本文引入空间点模式分析方法,探讨了1996-2006年间苏州市区不同空间尺度上信息通讯企业的时空集聚特征.研究发现:在0～6 km的尺度上,信息通讯企业表现出明显的集聚特征,并随着尺度的增加呈现出倒"U"型集聚趋势;随着时间的推移,企业空间集聚的"热点地区"逐渐从老城区向外围推移,但是集聚峰区依然主要分布在老城区及其外围的国家和省级开发区;同时,新企业的选址与原有企业的分布特征表现出很强的相关性.运用计数模型的计量结果也表明企业集聚特征对新企业区位选择具有显著影响,同时起作用的还有地方政府政策影响下的开发区建设、城市内外交通条件、自然环境条件等因素. . 高科技产业是全球化背景下城市发展与区域竞争的关键,但是高科技产业发展空间极不平衡,空间要素显著影响高科技企业区位选择及空间集聚.针对现有研究主要集中在国家、省等大尺度单元,本文引入空间点模式分析方法,探讨了1996-2006年间苏州市区不同空间尺度上信息通讯企业的时空集聚特征.研究发现:在0～6 km的尺度上,信息通讯企业表现出明显的集聚特征,并随着尺度的增加呈现出倒"U"型集聚趋势;随着时间的推移,企业空间集聚的"热点地区"逐渐从老城区向外围推移,但是集聚峰区依然主要分布在老城区及其外围的国家和省级开发区;同时,新企业的选址与原有企业的分布特征表现出很强的相关性.运用计数模型的计量结果也表明企业集聚特征对新企业区位选择具有显著影响,同时起作用的还有地方政府政策影响下的开发区建设、城市内外交通条件、自然环境条件等因素. |
| [35] | . 根据新型城市化的内涵,从经济、社会、生态、城乡和城市现代等方面,构建中国新型城市化综合评价指标体系,运用熵值法,对2002—2011年中国31个省份进行测评。同时,运用空间分析工具和计量模型,考察了中国新型城市化水平的空间格局和收敛性。结果显示：1全国新型城市化水平呈现逐年上升的趋势,但东部、中部和西部的整体水平差异较大。2在空间格局分析上,各省域新型城市化水平在空间上存在显著的正相关,地域总体格局呈现三级梯度分布的趋势;新型城市化主要是靠长三角和珠三角两大城市群拉动的。3在收敛分析上,新型城市化存在显著的收敛性,应用合理空间模型（SEM）能加快收敛的时间。4在收敛检验方面,引入变量大大提高了模型的拟合程度,并且城镇人口比重最大。研究认为,要加强户籍制度改革,破除城乡二元结构,推动中国城市化健康发展。 . 根据新型城市化的内涵,从经济、社会、生态、城乡和城市现代等方面,构建中国新型城市化综合评价指标体系,运用熵值法,对2002—2011年中国31个省份进行测评。同时,运用空间分析工具和计量模型,考察了中国新型城市化水平的空间格局和收敛性。结果显示：1全国新型城市化水平呈现逐年上升的趋势,但东部、中部和西部的整体水平差异较大。2在空间格局分析上,各省域新型城市化水平在空间上存在显著的正相关,地域总体格局呈现三级梯度分布的趋势;新型城市化主要是靠长三角和珠三角两大城市群拉动的。3在收敛分析上,新型城市化存在显著的收敛性,应用合理空间模型（SEM）能加快收敛的时间。4在收敛检验方面,引入变量大大提高了模型的拟合程度,并且城镇人口比重最大。研究认为,要加强户籍制度改革,破除城乡二元结构,推动中国城市化健康发展。 |
| [36] | . Spatial nonstationarity is a condition in which a simple 090008global090009 model cannot explain the relationships between some sets of variables. The nature of the model must alter over space to reflect the structure within the data. In this paper, a technique is developed, termed geographically weighted regression, which attempts to capture this variation by calibrating a multiple regression model which allows different relationships to exist at different points in space. This technique is loosely based on kernel regression. The method itself is introduced and related issues such as the choice of a spatial weighting function are discussed. Following this, a series of related statistical tests are considered which can be described generally as tests for spatial nonstationarity. Using Monte Carlo methods, techniques are proposed for investigating the null hypothesis that the data may be described by a global model rather than a non-stationary one and also for testing whether individual regression coefficients are stable over geographic space. These techniques are demonstrated on a data set from the 1991 U.K. census relating car ownership rates to social class and male unemployment. The paper concludes by discussing ways in which the technique can be extended. |
| [37] | . 通过构建社区出行低碳指数（CTLCI）模型,对广州市社区出行低碳指数的空间格局及其差异特征进行了分析,并利用全局回归（OLS）模型和地理加权回归（GWR）模型对社区出行低碳指数的影响因素以及其间关系的空间异质性进行了研究。结果表明,广州市社区出行低碳指数由中心城区向外逐渐递增,呈明显的圈层结构。内圈层的社区出行低碳指数内部差异最小,中间过渡圈层的最大。社区人口密度对社区出行低碳指数的影响以正向作用为主,公共交通供给水平和路网密集程度对社区出行低碳指数的影响以负向作用为主,且它们的影响作用具有空间异质性。具体指出了在不同地域空间内社区人口密度、公共交通供给水平和路网密集程度对社区出行低碳指数在影响程度和作用方向上的差异,为减少广州城市交通碳排放、针对不同空间制定有效的低碳政策和构建低碳城市空间结构提供了科学依据。 . 通过构建社区出行低碳指数（CTLCI）模型,对广州市社区出行低碳指数的空间格局及其差异特征进行了分析,并利用全局回归（OLS）模型和地理加权回归（GWR）模型对社区出行低碳指数的影响因素以及其间关系的空间异质性进行了研究。结果表明,广州市社区出行低碳指数由中心城区向外逐渐递增,呈明显的圈层结构。内圈层的社区出行低碳指数内部差异最小,中间过渡圈层的最大。社区人口密度对社区出行低碳指数的影响以正向作用为主,公共交通供给水平和路网密集程度对社区出行低碳指数的影响以负向作用为主,且它们的影响作用具有空间异质性。具体指出了在不同地域空间内社区人口密度、公共交通供给水平和路网密集程度对社区出行低碳指数在影响程度和作用方向上的差异,为减少广州城市交通碳排放、针对不同空间制定有效的低碳政策和构建低碳城市空间结构提供了科学依据。 |
| [38] | . 收入差距和流动人口是影响犯罪率的两个重要因素, 以往研究基于OLS模型, 在假设地域空间为均质的前提下分析其对犯罪率的影响, 但现实世界的空间单元往往难以满足“均质”的假设, 多数表现为“空间异质”。以OLS计量空间异质会造成计量结果出现偏差, 同时无法了解不同空间单元的不同影响。而地理加权回归模型通过将空间结构嵌入线性回归模型中, 很好的解决了空间异质的计量问题。利用地理加权回归模型研究2008 年中国大陆省域单元犯罪率的影响因素, 结果表明:① 犯罪率的影响因素表现出空间非平稳性, 流动人口与犯罪率显著相关, 但各个省份相关程度并不相同, 影响关系随空间位置变化而变化;② 地理加权回归模型的计量精度和拟合度比OLS模型有大幅提高 . 收入差距和流动人口是影响犯罪率的两个重要因素, 以往研究基于OLS模型, 在假设地域空间为均质的前提下分析其对犯罪率的影响, 但现实世界的空间单元往往难以满足“均质”的假设, 多数表现为“空间异质”。以OLS计量空间异质会造成计量结果出现偏差, 同时无法了解不同空间单元的不同影响。而地理加权回归模型通过将空间结构嵌入线性回归模型中, 很好的解决了空间异质的计量问题。利用地理加权回归模型研究2008 年中国大陆省域单元犯罪率的影响因素, 结果表明:① 犯罪率的影响因素表现出空间非平稳性, 流动人口与犯罪率显著相关, 但各个省份相关程度并不相同, 影响关系随空间位置变化而变化;② 地理加权回归模型的计量精度和拟合度比OLS模型有大幅提高 |
| [39] | . 当前,公共需求全面快速增长与公共服务不到位、公共产品短缺成为经济社会发展中的突出矛盾。在这个特定背景下,教育公共服务需求全面增长、需求结构快速变化与教育公共服务尚不到位、不适应经济发展方式转变的要求,成为教育公共服务体系建设面临的主要矛盾。文章认为,为适应我国经济社会发展的阶段性变化和经济发展方式转变的客观要求,均衡教育资源配置、调整教育服务结构、深化教育机构改革、加快推进生存型教育向发展型教育的转变,是＂十二五＂时期教育公共服务体系建设面临的主要任务。 . 当前,公共需求全面快速增长与公共服务不到位、公共产品短缺成为经济社会发展中的突出矛盾。在这个特定背景下,教育公共服务需求全面增长、需求结构快速变化与教育公共服务尚不到位、不适应经济发展方式转变的要求,成为教育公共服务体系建设面临的主要矛盾。文章认为,为适应我国经济社会发展的阶段性变化和经济发展方式转变的客观要求,均衡教育资源配置、调整教育服务结构、深化教育机构改革、加快推进生存型教育向发展型教育的转变,是＂十二五＂时期教育公共服务体系建设面临的主要任务。 |
