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一、資料分析與結果

(一)變量選擇與數據處理學校教育與社會教育的關系必然反映在兩者的規模上，也就是說，學校教育的規模會對社會教育的規模產生影響，反之亦然。所以，本文選取了民國時期的學校數量及社會教育數量作為變量來反映兩者的關系。文中涉及的數據來源于1934年版的《第一次中國教育年鑒》及1948年版的《第二次中國教育年鑒》，其中包括1912—1945年社會教育組織、高等學校、中等學校及小學校的數量。1928年以前部分年份數據缺失，本文事先利用最小平方法得到其估計值，最終得到1912—1945年完整的時間序列，并利用Eviews7．2對所選取的數據進行處理。

(二)時間序列的單位根檢驗首先，我們考慮學校教育與社會教育之間是否存在著相關關系。運用計量軟件Eviews7．2，對社會教育組織(SJZZ)、學校教育(XXZZ)、高等學校(GDXX)、中等學校(ZDXX)及小學校(XXX)的時間序列進行相關性檢驗，得到它們的相關系數矩陣如表1所示。由表1可知，社會教育與學校教育具有較強的相關性。具體到各層面，社會教育與中等學校及小學校具有較強的相關性，小學校與中等學校、高等學校三者之間存在較高的相關性。其中，高等學校與中等學校的相關性高于高等學校與小學校相關性，但小于中等學校與小學校的相關性。值得注意的是，社會教育與小學校的相關系數一樣，這主要是因為小學校的數量在學校教育中占了非常大的比例，小學校數量幾乎等于學校教育總量。雖然學校教育與社會教育存在較高的相關性，但它們之間具體相關關系的得出，需要對它們建立合適的回歸方程。具體步驟為:第一，檢驗原時間序列的平穩性。采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)方法對小學校、中等學校和高等學校及社會教育組織，4個變量的原時間序列進行檢驗，結果發現在1%、5%、10%三個顯著水平下全部包含單位根(見表2)，表明原時間序列均為非平穩的時間序列。第二，檢驗一階差分時間序列的平穩性。對4個變量的原時間序列進行一階差分并進行ADF檢驗，結果顯示在1%、5%、10%三個顯著水平下都是平穩的序列(見表2)，即4個變量都是I(1)過程(即一階單整)，可進一步對它們之間的協整關系進行檢驗。

(三)模型的建立及協整關系檢驗首先，采用Johansen協整檢驗方法，并根據赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)來確定VAR模型的最佳滯后期，結果如表3所示。由表3可知，在LR、FPE、AIC、SC、HQ等5個評價最佳滯后期的指標中，有4個顯示最佳滯后期數為3，據此建立VAR(3)模型并對序列進行Johansen協整檢驗:首先計算回歸方程的跡值，然后與不存在協整關系、存在一個協整關系和存在兩個協整關系等假設前提下的跡值比較，如果回歸方程的跡值大于假設條件下的臨界值時，那么就拒絕其前提假設;反之，則接受其前提假設。Johansen協整關系結果如表4所示。從表4可知，在顯著性水平5%下只拒絕了4個變量不存在協整關系的假設，也就是說在5%的水平下有且只有一個協整關系，對于最大特征值的統計量檢驗也得出相同結論。進行回歸分析后結果得到表5所示結果，據此可以寫出社會教育與其他變量的協整方程。這個方程是長期均衡方程，u^t是誤差修正項。從所估計的方程中可以看出，中等學校和小學校對社會教育有明顯的促進作用。這可能是由于中小學的數量龐大，分布較廣所致。由上文可知，學校主要為社會教育提供師資和場地，因此其規模越大，能夠為社會教育提供的資源就越多，就越能促進社會教育發展。在高等學校和中等學校不變的情況下，小學校增加1%，則社會教育組織約增加78．5%。在高等學習和小學校不變的情況下，中等學校增加1%，則社會教育組織約增加267%。高等教育則對社會教育有很強的抑制作用。這可能是高等學校的建立需要太多的資源從而擠占了社會教育的資源所致。在中等學校和小學不變的情況下，高等學校增加1%，社會教育將減少22823．35%。不過由于小學數量大大超過中學的數量，所以雖然其增加比率較小，但從總量來看，其對社會教育產生的作用比中學產生的作用要大。而高等教育由于總體規模不大，其對社會教育的總體影響也不大。

(四)Granger因果檢驗根據Johansen協整檢驗可知，社會教育組織、高等學校、中等學校和小學校存在一個長期穩定的均衡關系，但是并沒有得出4個變量之間是否存在因果關系，因此需要進一步對變量社會教育組織、高等學校、中等學校和小學校進行Granger因果檢驗。選擇由VAR(3)模型進行Granger因果檢驗，得到表6結果。根據檢驗結果，在5%的顯著水平上，小學校是中等學校變化的原因，中等學校也是小學校變化的原因。小學校是社會教育變化的原因，但社會教育不是小學校變化的原因。綜合以上分析，可以認為學校教育對社會教育具有較大的影響，其中又以小學校對社會教育的影響較大，是社會教育的Granger原因。社會教育對學校教育具有較弱的影響，不是學校教育的Granger原因。這與上述相關系數的檢驗結果相呼應，也符合兩者關系動態變化的事實，即雖然學校教育與社會教育具有互補性依賴，但是雙方依賴的強度是不一樣的，社會教育顯然更加依賴于學校教育。資源依賴理論認為，對資源決定權控制的集中和資源對組織的重要性共同決定了一方對另一方的依賴程度［4］。社會教育向提供學校教育提供的某些資源并不是關鍵或必須的，如圖書館、博物館、電影院等等。而有些資源對學校教育來說可以從很多渠道獲得，如研究材料的來源和驗證的場地、就業和實習機會等等。社會教育僅是社會活動中的極小部分，對學校教育的發展不能起決定性的影響作用。而學校教育則是社會教育存在的基礎，學校教育提供的理論來源、師資、場地和設備等等，都是社會教育所必須擁有的。其中最重要的師資，絕大部分都是由學校培養或直接提供。因此，社會教育對學校教育的依賴程度，要遠高于學校教育對社會教育的依賴程度。也就說學校教育對社會教育的影響要遠大于社會教育對學校教育的影響。其中又以小學校對社會教育的影響最大，這是由兩者之間的關系所決定的。社會教育的一大任務是要對失學成人開展補習教育。而這些失學成人之所以失學，主要原因便是小學教育不發達，義務教育沒有得到切實的實行。從這個角度看，兩者應該是一種競爭關系，即小學校的發展會抑制社會教育的發展，但是上述協整方程的結果告訴我們小學對社會教育具有促進作用。而且小學校與社會教育歷年的發展過程告訴我們，兩者之間也不是一直呈現反向變動的趨勢。如圖1所示小學校與社會教育的相對規模變化呈現4個比較明顯的階段:1912—1928年，1928—1936年，1936—1940年，1940—1949年。在4個階段中，只有第一階段和第四階段符合小學校對社會教育具有抑制作用的競爭性特征，即呈現負相關。但在第二和第三階段，小學校表現出對社會教育具有促進作用的特征，即呈現正相關。結合學校教育與社會教育的動態關系變化可知［3］，在弱共生階段，即在1912—1928年和1940—1949年兩個時期，小學校對社會教育表現出抑制性，而在強共生階段，即1928—1936年和1936—1940年兩個時期，小學校對社會教育表現出促進作用。根據資源依賴理論，社會教育對學校教育特別是小學校具有較強的依賴性，這就解釋了為什么小學校是社會教育的Granger原因，而社會教育不是小學校的Granger原因，雙方的競爭性與共生性關系的變化趨勢，解釋了兩者的相對規模變化趨勢。

二、結論

要了解民國時期的學校教育與社會教育的關系，需要從靜態和動態兩個層面進行分析。本文主要從靜態分析入手，得出兩者的VAR模型及協整方程，進而動態分析了模型中體現出來的結果，研究表明:第一，從兩者的靜態關系來看，高等學校和中等學校不是社會教育的Granger原因，社會教育也不是高等學校和中等學校的Granger原因。小學校是社會教育的Granger原因，社會教育不是小學校的Granger原因。第二，從影響的效果來看，學校對社會教育的影響要大于社會教育對學校的影響。高等學校對社會教育具有很強的抑制作用，中等學校和小學校對社會教育具有較強的促進作用。但是從對社會教育實際產生的效果來看，小學校對社會教育影響最大，中等學校次之，高等學校最小，這與三者的比例結構是一致的。第三，從動態關系來看，1912—1928年，學校教育與社會教育主要呈現競爭性關系，表現為小學校對社會教育具有抑制作用。1928—1939年主要呈現共生性關系，表現為小學校對社會教育具有較強的促進作用。而1939—1946年，兩者又呈現競爭性關系，表現為小學校對社會教育具有很強的抑制作用。以上結論說明了民國時期的學校教育與社會教育之間存在著重要的關系，這種關系要求我們不能孤立地對某一方面進行研究，而是應該在兩者的關系互動中開展民國教育史的研究。同時，我們應當考慮，如何看待當代學校教育與社會教育的地位與作用、如何協調學校教育與社會教育的資源分配、如何讓現在的學校發揮更大的社會服務功能等等問題。而通過對學校教育與社會教育的關系的實證分析，將會對這些問題的解決有重要的借鑒意義。

作者：熊文淵單位：廣東金融學院