山東省高等教育收費(fèi)影響因素及其實(shí)證研究

山東省高等教育收費(fèi)影響因素及其實(shí)證研究

一引言高等教育發(fā)展至關(guān)重要，事關(guān)國家高素質(zhì)人才的培養(yǎng)，對(duì)整個(gè)國家創(chuàng)新能力和社會(huì)生產(chǎn)力的發(fā)展具有重要意義，因此高等教育的發(fā)展廣受關(guān)注。隨著高等教育步入大眾化教育階段，在使得高等教育可以惠及越來越多適齡高中生的同時(shí)，提高高等教育質(zhì)量成為高等教育發(fā)展過程中的核心目標(biāo)之一。高等教育質(zhì)量越高，越有利于整體社會(huì)的良好發(fā)展。教育經(jīng)濟(jì)學(xué)指出高等教育質(zhì)量與高等教育投入成正相關(guān)，即在其他教育條件一定的情況下，高等教育投入越多越有利于促進(jìn)高等教育質(zhì)量的提升。自我國高等教育收費(fèi)制度實(shí)施以來，政府雖然一直倡導(dǎo)建立以政府投入為主，受教育者個(gè)人分擔(dān)為輔，社會(huì)捐贈(zèng)與高校自籌等受益者多方分擔(dān)高等教育培養(yǎng)成本的格局，但實(shí)際對(duì)于大多數(shù)公立高校而言，高等教育仍然處于依靠政府財(cái)政撥款和受教育者學(xué)費(fèi)的二元教育經(jīng)費(fèi)籌措階段，因此高等教育收費(fèi)的恰當(dāng)與否對(duì)于提升高等教育質(zhì)量至關(guān)重要。黨的十九大提出經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)，山東省整體也進(jìn)入了新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換的新階段，但實(shí)踐表明人才成為制約發(fā)展的重要因素之一，經(jīng)濟(jì)社會(huì)對(duì)于高質(zhì)量人才的需求出現(xiàn)新的高潮。因此提高山東省高等教育質(zhì)量，培養(yǎng)高質(zhì)量人才成為目前山東省高等教育發(fā)展過程的重中之重。本文以山東省高等教育為例研究高等教育收費(fèi)水平與其影響因素之間的關(guān)系，旨在通過分析影響因素的變動(dòng)趨勢(shì)為高等教育學(xué)費(fèi)的恰當(dāng)收取提供依據(jù)，以促進(jìn)提升山東省高等教育質(zhì)量目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。二文獻(xiàn)回顧國內(nèi)學(xué)者對(duì)于高等教育收費(fèi)影響因素的研究文獻(xiàn)較多，在研究方法上大致分為定性研究和定量研究兩個(gè)方面。定性研究方面的研究成果很多。曾道榮、張諦［1］分析指出制定高校收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)考慮以下因素：高等教育生均培養(yǎng)成本、居民收入水平、政府財(cái)政水平以及與之匹配的大學(xué)生資助體系的完善程度。傅維利、劉偉［2］在高等教育學(xué)費(fèi)定價(jià)的理論研究中指出高等教育生均培養(yǎng)成本、高等教育的收益率、學(xué)生及其家庭的承受力和社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)高等教育學(xué)費(fèi)定價(jià)有重要影響。劉文曉、胡仁東［3］指出除卻生均培養(yǎng)成本是影響高校學(xué)費(fèi)最直接的計(jì)量基礎(chǔ)外，財(cái)政投入、學(xué)生及其家庭的支付能力、教育收益等眾多因素也直接或間接地對(duì)收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)的核定產(chǎn)生影響。忻紅、吳清萍［4］指出在限漲令到期后各地上調(diào)高等教育收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)的大環(huán)境下，高等教育收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整主要是由于高等教育生均培養(yǎng)成本的影響，但收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整的同時(shí)應(yīng)考慮所在地區(qū)的城鄉(xiāng)居民收入水平。而伍海泉［5］更是從整體的分析角度指出影響高等教育收費(fèi)的因素相互之間不是孤立的，而是相互聯(lián)系成一個(gè)整體對(duì)學(xué)費(fèi)形成影響；在這個(gè)體系中，生均培養(yǎng)成本、教育收益、私人與公共教育選擇直接影響收費(fèi)水平，其他因素通過直接或間接地影響這四大因素而作用于學(xué)費(fèi)水平的制定。對(duì)高等教育收費(fèi)影響因素進(jìn)行定量研究也越來越多。王同孝、金發(fā)起［6］運(yùn)用多元回歸發(fā)現(xiàn)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入、高等教育供給和高等教育需求對(duì)學(xué)費(fèi)水平有顯著影響，并利用曲線回歸模型對(duì)未來三年我國高等教育領(lǐng)域的學(xué)費(fèi)水平區(qū)間進(jìn)行了預(yù)測。喬資萍［7］利用一元回歸與多元回歸方法從定量方面分析了影響高等教育收費(fèi)的因素，回歸結(jié)果顯示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、生均培養(yǎng)成本、居民收入水平、高等教育需求與供給都對(duì)收費(fèi)水平有顯著影響作用。葉仁玉等［8］通過建立廣義嶺估計(jì)模型得出生均學(xué)費(fèi)水平與生均培養(yǎng)費(fèi)用、生均國家撥款顯著相關(guān)的結(jié)論。而后黃海敏［9］利用2005年31個(gè)省份的橫截面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)學(xué)費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)與教育經(jīng)費(fèi)支出、社會(huì)捐贈(zèng)水平、財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)撥款、居民收入水平顯著相關(guān)，并指出家庭對(duì)高等教育成本分擔(dān)程度取決于某省家庭經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。國內(nèi)學(xué)者對(duì)于高等教育收費(fèi)影響因素的研究大多是從定性方面展開，有少數(shù)學(xué)者從定量的方面對(duì)其進(jìn)行研究，但年份久遠(yuǎn)且方法較單一，主要是運(yùn)用曲線回歸與嶺回歸，而且定量研究主要是對(duì)學(xué)費(fèi)水平進(jìn)行預(yù)測，鮮有從影響因素的變動(dòng)趨勢(shì)方面來研究收費(fèi)的調(diào)整問題。因此，本文在此基礎(chǔ)上，通過主成分回歸方法，在前人研究成果的基礎(chǔ)上選取影響高等教育收費(fèi)的基本要素，構(gòu)建實(shí)證模型，從定量層面分析各影響因素是如何對(duì)收費(fèi)水平產(chǎn)生影響的，以便為后期高等教育收費(fèi)水平的合理確定提供數(shù)據(jù)上的支撐。三實(shí)證研究（一）變量的選擇1.選擇研究變量的原則在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上找出影響高等教育收費(fèi)的基本要素是構(gòu)建計(jì)量模型的關(guān)鍵。因此在進(jìn)行實(shí)證研究的變量選擇過程中，我們要明確選擇研究變量應(yīng)該遵循的原則，以便更好地為構(gòu)建模型進(jìn)行實(shí)證分析做好準(zhǔn)備。首先要遵循定量性原則，變量的選取要有明確的數(shù)值表達(dá)式，以便可以進(jìn)行定量研究，缺乏可測量性的定性研究變量在實(shí)證過程中缺乏意義。其次遵循權(quán)威性原則，選取的定量性變量應(yīng)該具有權(quán)威性，以便加強(qiáng)實(shí)證結(jié)果的可信度和可靠性。其次要兼顧簡便性原則，選取的變量數(shù)值最好可以從原始資料中直接獲得，或者經(jīng)過簡單的轉(zhuǎn)化獲得，以便可以最大程度保留原始數(shù)據(jù)信息，增強(qiáng)結(jié)果的可信度。最后指標(biāo)的選取盡量做到公開性，數(shù)據(jù)最好可以通過公開渠道獲得，以便增強(qiáng)數(shù)據(jù)的真實(shí)性和有效性，增強(qiáng)結(jié)果的說服力。根據(jù)以上原則，本文選取生均培養(yǎng)成本、財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入、居民收入水平三項(xiàng)作為基本影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。關(guān)于前人提到的高等教育供給、高等教育需求和高等教育質(zhì)量、高等教育收益率在此我們不做相關(guān)的研究。一方面衡量高等教育質(zhì)量是一個(gè)綜合性的復(fù)雜過程，很難用單一的指標(biāo)全面反映其對(duì)收費(fèi)的影響；另一方面高等教育質(zhì)量主要通過影響培養(yǎng)成本來形成對(duì)收費(fèi)的影響，所以在此不再進(jìn)行單獨(dú)的研究。而居民對(duì)于高等教育的需求和供給程度對(duì)于具體一個(gè)省內(nèi)而言很難找到合適的定量研究指標(biāo)。另外，對(duì)于高等教育私人收益率的測算很難做到精準(zhǔn)，在此我們均不做相關(guān)研究。但是并不代表這幾項(xiàng)因素對(duì)學(xué)費(fèi)的影響不重要，相反大眾對(duì)于高等教育的需求和提升高等教育質(zhì)量的需要正是學(xué)費(fèi)變動(dòng)的動(dòng)力所在。2.高等教育生均培養(yǎng)成本指標(biāo)關(guān)于高等教育領(lǐng)域的生均培養(yǎng)成本的界定一直都是頗具爭議的，教育部門的相關(guān)文件中目前只有2005年的《高等學(xué)校教育培養(yǎng)成本監(jiān)審辦法》中對(duì)高等教育生均培養(yǎng)成本的計(jì)算做出過較為明確的規(guī)定；文件指出高校教育培養(yǎng)成本由人員支出、公用支出、對(duì)個(gè)人和家庭的補(bǔ)助支出、固定資產(chǎn)折舊四部分構(gòu)成；生均培養(yǎng)成本等于高校教育培養(yǎng)成本與當(dāng)量學(xué)生人數(shù)之商。但迄今為止并沒有任何相關(guān)部門披露過生均培養(yǎng)成本的具體核算過程，因此不管是相關(guān)政府部門還是在學(xué)術(shù)界，目前大家都無法講清楚具體的生均培養(yǎng)成本是如何計(jì)算得到，所以在該指標(biāo)的選取過程中我們從我國對(duì)高校教育經(jīng)費(fèi)支出的統(tǒng)計(jì)口徑出發(fā)，選用生均教育事業(yè)費(fèi)支出近似代替生均培養(yǎng)成本［10］。3.高等教育財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入指標(biāo)研究高等教育領(lǐng)域教育經(jīng)費(fèi)中的財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入力度時(shí)，有微觀和宏觀兩個(gè)方面。微觀指標(biāo)是指單一的政府部門對(duì)于普通高等教育經(jīng)費(fèi)投入即公共財(cái)政預(yù)算安排的教育經(jīng)費(fèi)投入力度；宏觀指標(biāo)是指應(yīng)用我國高等教育教育經(jīng)費(fèi)收入來源統(tǒng)計(jì)口徑中的國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入總力度，表示財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)對(duì)于高等教育的投入力度。根據(jù)歷年來教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入主要包括公共財(cái)政預(yù)算安排的教育經(jīng)費(fèi)、政府性基金預(yù)算安排的教育經(jīng)費(fèi)、企業(yè)辦學(xué)中的企業(yè)撥款、校辦產(chǎn)業(yè)和社會(huì)服務(wù)收入用于教育的經(jīng)費(fèi)。為了更加全面地反映財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入對(duì)生均收費(fèi)水平的影響，本文選用公共財(cái)政預(yù)算安排的教育經(jīng)費(fèi)在教育經(jīng)費(fèi)中的占比和國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入在教育經(jīng)費(fèi)中的占比兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究。4.居民收入水平指標(biāo)除卻從2013年至今對(duì)于居民收入水平的統(tǒng)計(jì)是按城鄉(xiāng)居民一體化綜合反映城鄉(xiāng)居民收入水平外，以前年份均是對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村居民收入水平分別核算。為了從整體和城鎮(zhèn)、農(nóng)村三方面分別反應(yīng)居民收入水平對(duì)收費(fèi)的影響作用，我們選取三個(gè)指標(biāo)作為居民收入水平的實(shí)證研究變量，一是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)代表全省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和整體居民的收入水平，另外兩個(gè)指標(biāo)是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入，兩者分別代表城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民收入水平。在以下實(shí)證分析過程中，Y代表山東省高等教育生均收費(fèi)水平，X1表示生均培養(yǎng)成本，X2表示國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入在高等教育總經(jīng)費(fèi)中的占比，X3表示公共財(cái)政預(yù)算安排的教育經(jīng)費(fèi)在高等教育總經(jīng)費(fèi)中的占比，X4表示城鎮(zhèn)居民人均可支配收入，X5表示農(nóng)村居民人均純收入，X6表示人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。（二）模型構(gòu)建與實(shí)證1.數(shù)據(jù)的來源與處理利用山東省1998年至2015年的數(shù)據(jù)對(duì)山東省公辦高校平均收費(fèi)水平與其影響因素的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《山東省統(tǒng)計(jì)年鑒》。主成分分析方法主要解決原始變量之間的多重共線性問題，其采取降維思想，將多個(gè)指標(biāo)運(yùn)用一定的統(tǒng)計(jì)方法轉(zhuǎn)化為幾個(gè)具有代表性的綜合指標(biāo)來反映問題，每個(gè)綜合指標(biāo)都是原始指標(biāo)的線性表達(dá)式，并且彼此之間不再具有相關(guān)性。因此，首先對(duì)原始變量之間進(jìn)行相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，以驗(yàn)證變量之間確實(shí)存在多重共線性而有進(jìn)行主成分分析的必要。其次，為消除不同變量之間因單位不同帶來的影響，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)行KMO抽樣適度測定和Bartlett球型檢驗(yàn)，以驗(yàn)證是否滿足進(jìn)行主成分分析的條件；最后對(duì)原始變量通過主成分分析方法確定主成分個(gè)數(shù)，提取主成分，將提取出來的主成分作為自變量與因變量進(jìn)行回歸分析并進(jìn)行還原，以得到原始變量對(duì)收費(fèi)水平的影響結(jié)果。2.數(shù)據(jù)降維與回歸分析從表1各原始影響因素之間的相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看出，原始變量之間存在極大程度的相關(guān)性。其中，生均培養(yǎng)成本與其余5個(gè)指標(biāo)具有不同程度的相關(guān)性，與城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值水平的相關(guān)系數(shù)均高達(dá)0.9以上；國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占比與生均培養(yǎng)成本和預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占比之間存在相關(guān)性，預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)是國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)組成的一部分，導(dǎo)致國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占比與預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占比之間的相關(guān)性高達(dá)0.996；而城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值水平三者之間存在極高的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.99以上，若直接對(duì)原始變量進(jìn)行回歸則存在多重共線性影響，因此需要通過降維采取主成分分析方法。表1各影響因素相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)生均成本國家財(cái)政性經(jīng)費(fèi)占比預(yù)算內(nèi)經(jīng)費(fèi)占比城鎮(zhèn)居民人均可支配收入農(nóng)村居民人均純收入人均國內(nèi)生產(chǎn)總值生均成本10.549*0.482*0.926**0.939**0.919**國家財(cái)政性經(jīng)費(fèi)占比0.549*10.996**0.2700.3360.262預(yù)算內(nèi)經(jīng)費(fèi)占比0.482*0.996**10.1890.2580.181城鎮(zhèn)居民人均可支配收入0.926**0.2700.18910.992**0.999**農(nóng)村居民人均純收入0.939**0.3360.2580.992**10.998**人均國內(nèi)生產(chǎn)總值0.919**0.2620.1810.999**0.998**1注：*代表在0.05的水平下顯著相關(guān)，**代表在0.01的水平下顯著相關(guān)。|Excel下載表1各影響因素相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)在統(tǒng)計(jì)學(xué)上，分析數(shù)據(jù)是否適合進(jìn)行主成分分析需要KMO抽樣適度測定和Bartlett球型檢驗(yàn)滿足一定的條件。KMO抽樣適度測定主要檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性，其值越大變量之間相關(guān)性越好，偏相關(guān)性越弱，越適合進(jìn)行主成分分析。一般認(rèn)為KMO的檢驗(yàn)值大于0.6即可；Bartlett球型檢驗(yàn)主要是檢驗(yàn)原始變量是否呈單位陣，概率一般小于顯著性水平0.01，則適合進(jìn)行主成分分析。本文通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以后進(jìn)行KMO抽樣適度測定和Bartlett球型檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)KMO值為0.703，Bartlett球型檢驗(yàn)概率為0.000，由此分析數(shù)據(jù)適合進(jìn)行主成分分析。如表2所示，根據(jù)原始影響因素的方差解釋結(jié)果我們可以看出，總共有兩個(gè)主成分的特征值大于1，即第一個(gè)主成分的特征值為4.241，方差貢獻(xiàn)率為70.679%；第二個(gè)主成分的特征值為1.710，方差貢獻(xiàn)率為28.493%。而從第三個(gè)主成分之后特征值均小于1，即第三個(gè)主成分的特征值為0.039，方差貢獻(xiàn)率為0.642%，以此類推可以看出主成分的特征值和方差貢獻(xiàn)率逐漸減小。在進(jìn)行主成分提取的過程中，主成分個(gè)數(shù)的確定一般要根據(jù)兩個(gè)條件，特征值大于1或者累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大于85%，在此我們綜合運(yùn)用兩種方法確定兩個(gè)主成分。分析得出兩個(gè)主成分的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到99.172%，基本上很好地反映了原始變量的絕大部分信息。表2全部解釋方差主成分初始值提取值合計(jì)方差的貢獻(xiàn)率（%）累計(jì)貢獻(xiàn)率（%）合計(jì)方差貢獻(xiàn)率（%）累計(jì)貢獻(xiàn)率（%）14.24170.67970.6794.24170.67970.67921.71028.49399.1721.71028.49399.17230.0390.64299.814———40.0100.16099.974———50.0010.01799.991———60.0010.009100.000———|Excel下載表2全部解釋方差如表3所示，根據(jù)因子載荷矩陣表可以看出，第一個(gè)主成分基本上綜合反映了生均培養(yǎng)成本、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均純收入、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值水平四個(gè)指標(biāo)的大部分信息，對(duì)這四個(gè)指標(biāo)的載荷值在0.9以上，我們將這個(gè)主成分定義為經(jīng)濟(jì)水平指標(biāo)，這也就不難解釋雖然該主成分在國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占比和預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占比兩個(gè)影響因素的載荷相對(duì)較小，但也超過了0.5的原因；第二個(gè)主成分是對(duì)第一主成分的補(bǔ)充，其對(duì)國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占比和預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占比的載荷較大，在0.8以上，反映了這兩個(gè)指標(biāo)的大部分信息，我們將其定義為財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入指標(biāo)。表3因子載荷矩陣變量主成分12生均培養(yǎng)成本0.985-0.016國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占比0.5760.816預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)占比0.5070.862城鎮(zhèn)居民人均可支配收入0.941-0.335農(nóng)村居民人均純收入0.959-0.266人均國內(nèi)生產(chǎn)總值0.936-0.342|Excel下載表3因子載荷矩陣因此由因子載荷矩陣中的載荷數(shù)值除以原始影響因素總方差解釋表中對(duì)應(yīng)的特征值，相應(yīng)特征向量乘以原始影響因素的標(biāo)準(zhǔn)化數(shù)值就可以得出主成分的表達(dá)式。F1=0.478×ZX1+0.280×ZX2+0.264×ZX3+0.451×ZX4+0.461×ZX5+0.448×ZX6F2=-0.012×ZX1+0.624×ZX2+0.659×ZX3-0.256×ZX4-0.203×ZX5-0.262×ZX6主成分回歸的思想就是將進(jìn)行主成分分析后提取出來的主成分作自變量，進(jìn)而與原始因變量做回歸，以達(dá)到消除多重共線性影響的目的。由分析結(jié)果可知抽取出來兩個(gè)主成分即F1經(jīng)濟(jì)水平指標(biāo)和F2財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入指標(biāo)為影響生均收費(fèi)水平的重要因素，在此將其作為自變量和因變量生均收費(fèi)水平進(jìn)行線性回歸，根據(jù)多元線性回歸結(jié)果分析其對(duì)生均收費(fèi)水平的影響情況（見表4、表5）。表4多元線性模型回歸結(jié)果模型R值R2修正后的R2F檢驗(yàn)值顯著性檢驗(yàn)0.9640.9300.92099.2320.000|Excel下載表4多元線性模型回歸結(jié)果表5回歸模型系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果模型非標(biāo)準(zhǔn)化的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)的系數(shù)T檢驗(yàn)結(jié)果顯著性檢驗(yàn)結(jié)果系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤常數(shù)-0.00020.0670.0001.000F10.3800.0330.78311.4430.000F2-0.4300.052-0.563-8.2210.000|Excel下載表5回歸模型系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果由模型整體擬合度的分析結(jié)果我們可以看出，R2為0.930，修正后的R2為0.920，顯著性檢驗(yàn)值為0.000，即在0.01的顯著性水平下該模型整體通過檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，結(jié)果可信。由模型系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果也可以看出，自變量F1、F2均在顯著性水平0.01下通過檢驗(yàn)，結(jié)果可信，系數(shù)分別為0.380與-0.430，對(duì)因變量生均收費(fèi)水平具有顯著影響作用。ZY=-0.0002+0.38F1-0.43F2根據(jù)主成分F1、F2與原始變量的線性表達(dá)式，可以得到因變量與原始影響因素標(biāo)準(zhǔn)化后的線性表達(dá)式。ZY=-0.0002+0.187ZX1-0.162ZX2-0.190ZX3+0.284ZX4+0.264ZX5+0.285ZX6最后