實證結果

本研究利用最小平方法進行實證分析，蒐集1980 年到 2007 年臺灣、日本及 中國大陸的教育經費、經濟成長與所得不均之資料作為實證研究的基礎，以 SPSS12 版進行實證分析，探討教育經費、經濟成長與所得不均之關係，以臺灣、

日本以及中國大陸為實證，茲說明如下：

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實證結果顯示，臺灣的經濟成長與教育經費之F 檢定為 5.584，且在 0.05 的 顯著水準下為顯著，模型的簡單相關係數為0.421，判定係數為 0.177，調整過後 的R²為0.145，模型解釋能力達 17.7%。常數項的迴歸係數為 14.133，其 t 統計 量為6.265，顯著性 0.0000＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假；經濟成長的迴歸係 數為-0.465，其 t 統計量為-2.363，顯著性 0.0259＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無 假說。由此可見臺灣的經濟成長與教育經費在方程式（3.1）所表示出的直線迴歸 模型為：z₁ =14.133−0.465x₁。即經濟成長率增加相對的會減少政府對於國立學校 的教育經費投注，當經濟成長率增加1%，政府對於教育經費的投入將減少 0.465 十億美金，換言之經濟成長與教育經費兩者有負向關係，在經濟成長越增長的情 況下，教育經費將會隨之減少。

日本的經濟成長與教育經費之F 檢定為 12.423，且在 0.05 的顯著水準下為 顯著，模型的簡單相關係數為0.569，判定係數為 0.323，調整過後的 R²為0.297，

模型解釋能力達32.3%。常數項的迴歸係數為 19.995，其 t 統計量為 11.791，顯 著性0. 0000＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假；經濟成長的迴歸係數為-1.954，

其t 統計量為-3.525，顯著性 0.0016＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假說。由此可 見日本的經濟成長與教育經費在方程式（3.1）所表示出的直線迴歸模型為：

2

2 19.995 1.954x

z = − 。即經濟成長率增加相對的會降低政府對於國立學校的教育 經費投注，當經濟成長率增加1%，政府對於教育經費的投入將減少 1.954 十億美 金，換言之經濟成長與教育經費兩者有負向關係，在經濟成長越增長的情況下，

教育經費之投注將會降低。

中國大陸的經濟成長與教育經費之模型F 檢定達 0.221，且在 0.05 的顯著水 準下不為顯著，簡單相關係數為0.092，判定係數為 0.008，調整過後的 R²為 -0.030，模型解釋能力僅有 0.8%，常數項的迴歸係數為 23.926，其 t 統計量為 1.022，顯著性 0.3161＞α=0.05，故不放棄其為 0 的虛無假；經濟成長的迴歸係數

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為1.070，其 t 統計量為 0.471，顯著性 0.6419＞α=0.05，故不放棄其為 0 的虛無 假說，可見中國大陸的經濟成長與教育經費之迴歸模型並不存在。

圖 4-2-1 臺灣經濟成長與教育經 費之關係圖

圖 4-2-2 日本經濟成長與教育經 費之關係圖

圖 4-2-3 中國大陸經濟成長與教 育經費之關係圖

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的情況，反而會促使所得不均越趨嚴重。

圖 4-2-4 臺灣教育經費與所得不 均之關係圖

圖 4-2-5 日本教育經費與所得不均 之關係圖

圖 4-2-6 中國大陸教育經費與所 得不均之關係圖

54 t=23.131

6.126^* 13.241，在 0.05 的顯著水準下為顯著，簡單相關係數為 0.581，判定係數為 0.337，

調整過後的R²為0.311，模型的解釋能力為 33.7%。常數項的迴歸係數為 6.121，

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其t 統計量為 23.131，顯著性 0.000＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假；經濟成長 的迴歸係數為-0.138，其 t 統計量為-3.639，顯著性 0.0012＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假說。由此可見臺灣的經濟成長與所得不均之直線迴歸在方程式（3.3）

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在經濟成長與所得不均的多元迴歸當中之實證結果顯示，臺灣之F 檢定達 6.367，簡單相關係數為 0.581，判定係數為 0.337，調整過後的 R²為0.284，模型 的解釋能力為33.7%。常數項的迴歸係數為 6.126，其 t 統計量為 18.716，顯著性 0.000＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假；經濟成長的迴歸係數為-0.140，其 t 統計 量為-1.551，顯著性 0.1335＞α=0.05，故不放棄其為 0 的虛無假說；經濟成長平方 項的迴歸係數為0.001，其 t 統計量為 0.026，顯著性 0.9798＞α=0.05，故接受其 為0 的虛無假說。由此可見臺灣的經濟成長與所得不均之多元迴歸在方程式（3.3）

所表示出的多元迴歸最小平方模型為：z₁=6.126−1.551y₁+0.001y₁²。即臺灣的經 濟成長與所得不均僅有線性關係，並無U 型關係。

日本的F 檢定為 2.414，且在 0.05 的顯著水準下不為顯著，簡單相關係數為 0.402，判定係數為 0.162，調整過後的 R²為0.095，模型的解釋能力為 16.2%。常 數項的迴歸係數為5.148，其 t 統計量為 29.225，顯著性 0.000＜α=0.05，故放棄 其為0 的虛無假；經濟成長的迴歸係數為 0.112，其 t 統計量為 1.171，顯著性 0.2528

＞α=0.05，故不放棄其為 0 的虛無假說；經濟成長平方項的迴歸係數為-0.043，其 t 統計量為-2.084，顯著性 0.0512＞α=0.05，故接受其為 0 的虛無假說。由此可見 日本的經濟成長與所得不均之多元迴歸在方程式（3.3）所表示出的多元迴歸模型 為：z₂ =5.148+0.112y₂−0.043y₂²。但因日本模型之F 檢定及模型的解釋能力並 不顯著，因此其經濟成長與所得不均之多元迴歸模型並不存在。

中國大陸的多元迴歸模型F 檢定為 2.208，簡單相關係數為 0.387，判定係數 為0.150，調整過後的 R²為0.082，模型的解釋能力為 15.0%。常數項的迴歸係數 為-2.244，其 t 統計量為-0.500，顯著性 0.6218＞α=0.05，故不放棄其為 0 的虛無 假；經濟成長的迴歸係數為1.981，其 t 統計量為 2.101，顯著性 0.0458＜α=0.05，

故放棄其為0 的虛無假說；經濟成長平方項的迴歸係數為-0.099，其 t 統計量為 -2.061，顯著性 0.0498＜α=0.05，故放棄其為 0 的虛無假說。由此可見中國大陸的 教育經費與所得不均之多元迴歸在方程式（3.3）所表示出的多元迴歸模型為：

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2 3 3

3 2.244 1.981y 0.099y

z =− + − 。但因中國大陸模型之F 檢定及模型的解釋能力並 不顯著，因此其經濟成長與所得不均之多元迴歸模型並不存在。

圖 4-2-7 臺灣經濟成長與所得不 均之關係圖

圖 4-2-8 日本經濟成長與所得不 均之關係圖

圖 4-2-9 中國大陸經濟成長與所 得不均之關係圖

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