نتایج حاصل از آزمون مانایی نشان میدهد که متغیرهای معدل و نسبت دانش آموز به کلاس و کمک مردمی در هر چهار روش مانا بوده است.
متغیر سرانه در همه روشها بجز روش فیشر مانا بوده و متغیرکمک دولت نیز در همه روشها بجز روش فیشر - فیلیپس مانا می‎باشد.
با توجه به نتایج بدست آمده فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود ریشه واحد رد می شود.
۴-۵ خلاصه و نتیجه گیری
در این فصل پس از بیان اماره تو صیفی متغیر ها نسبت به محاسبه متغیر ها و انجام آزمون های اماری مورد نیاز برای سنجش فرضیات تحقیق اقدام شده است. سپس مجموع این روابط با ارائه جداول مربوط به نتایج حاصل از اجرای هر مدل و نتیجه گیری در خصوص رد یا تایید هر یک از فرضیات در طول فصل تشریح گردید. در یک جمع بندی از نتایج حاصل از آزمون های چاو، هاسمن، مانایی و تخمین مدل های مختلف میتوان نتیجه گرفت که تمامی فرضیات تایید شده است ولی در فرضیه سوم و چهارم ارتباط معنا داری بیشتر بوده، و مبنی بر اینکه کمک مردمی در عملکرد اموزشی موثرتر بوده و ارتباط معنی داری دارد.اما تاثیر سرانه و کمک دولت بر عملکرد اموزشی کمتر و ناچیز می باشد.در فصل بعد نتایج پژوهش بر اساس تجزیه و تحلیل های انجام شده ی این فصل به تفصیل پیشنهاد هایی ارائه می گردد.

فصل پنجم
بحث، نتیجه گیری و پیشنهادات
۵-۱ مقدمه
در این فصل نتایج حاصل ازتجزیه و تحلیل داده ها خلاصه شده وبا تحلیل آن ها سعی می شود تا به سوالاتی که در فصل اول از سوی محقق مطرح شده بود پاسخ داده شود. در بخش اول این فصل نتایج آمار توصیفی حاصل از اجرای طرح تحقیق و پاسخ به سوالات تحقیق به طور خلاصه ارائه شده ودر بخشهای بعدی خلاصه نتایج اماراستنباطی مربوط به تجزیه و تحلیل فرضیات نیز مطرح شده و سپس با توجه به اطلاعات به دست امده پیشنهاداتی از طرف محقق به مدیران و گردانندگان سازمان آموزش و پرورش استان گیلان ارائه شده، پیشنهاداتی هم برای محققان آتی بطور خلاصه مطرح شده و درنهایت محدودیت ها ی پژوهش نیز ارائه گردیده است.
۵-۲ نتایج امار توصیفی
داده های تحقیق شامل اطلاعات مربوط به عملکرد آموزشی در مدارس دولتی مناطق استان گیلان و برسی اثر شاخصهای منابع مالی (سرانه دولتی، کمک های مردمی، کمک بخش دولتی) بر عملکرد آموزشی در مرحله تجزیه تحلیل اطلاعات شاخصهای مرکزی، شاخصهای پراکندگی، انحراف از قرینگی، چولگی، کشیدگی که توزیع پسماندها را تایید می کند به شرح زیر ارائه می شود.
متغییر مستقل در سه بخش (سرانه دولتی، کمک های مردمی، کمک بخش دولتی) به شرح زیر مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفت.
مولفه سرانه همانطور که در جدول ۴-۲آمده است دارای کمینه ۲و بیشینه ۵/۴، میانگین برابر ۲۲/۳۸و میانه ۱۷، انحراف معیار ۰۹/۵۹، چولگی ۶۱۵/۳و کشیدگی ۵۲۳/۱۶ می باشد.
مولفه کمک مردمی دارای کمینه ۵و بیشینه ۹۴۶، میانگین ان برابر ۶۹/۱۲۱و میانه ۷۲، انحراف معیار ۶۷/۱۴۶، چولگی ۶۷۵/۲و کشیدگی ۵۴/۸ می باشد.
مولفه کمک بخش دولتی دارای کمینه ۵و بیشینه ۳۶۱، میانگین ان برابر ۱۷/۴۴و میانه ۲۸، انحراف معیار ۶/۵۰، چولگی ۹۱۹/۳و کشیدگی ۵۹/۱۸ می باشد.
مولفه معدل دارای کمینه ۴۱/۱۰و بیشینه ۸۷/۱۸، میانگین ان برابر ۷/۱۳و میانه ۵/۱۳، انحراف معیار ۱۲/۲، چولگی۶۵۷/۰و کشیدگی ۱۹۹/۰ می باشد .
مولفه نسبت دانش اموز به کلاس دارای کمینه ۱۱/۱و بیشینه ۵/۳۴، میانگین ان برابر ۰۹/۲۷و میانه ۲۲/۲۷، انحراف معیار ۶۶/۲، چولگی ۹۹۵/۳-و کشیدگی ۲۵/۳۵ می باشد.
کلیه مولفه های متغیر مستقل و وابسته در ۳۳ منطقه آموزش و پرورش استان گیلان در بین سالهای ۸۸-۹۲از طریق آرشیو اداره کل آموزش و پرورش استان گیلان جمع آوری شده است .با توجه به نتایج جدول مشاهده می شود که ضریب چولگی در رابطه با اغلب متغیرهای پژوهش به جزء نسبت دانش آموز به کلاس مثبت است.این موضوع بیانگر وجود چوله به راست و تمایل متغیرها به مقادیر کوچک است.اما در متغیر نسبت دانش اموز به کلاس چوله به چب بوده است و همچنین مثبت بودن ضریب کشیدگی نشانه این است که توزیع متغیرها از توزیع نرمال بلندتر است.و داده ها حول میانگین متمرکز شده اند.و چون در نهایت نتایج با توجه به سطح خطای محاسبه شده کوچکتر از ۰۵/۰ بدست امده نشان‌دهنده عدم توزیع نرمال برای کلیه متغیرهای پژوهش است. و لیکن با توجه به زیاد بودن داده های تلفیقی و با توجه به قضیه حد مرکزی عدم نرمال بودن توجیه می گردد.زیرا توزیع میانگین تعداد زیادی از متغیرهای تصادفی نرمال است حتی اگر توزیع خود متغیرها نرمال نباشد.
۵-۳ نتایج امار استنباطی
در تحقیق حاضر از روش رگرسیونی مدل داده های تلفیقی ایستا و روش حداقل مربعات تعمیم یافته برآوردی از جمله آزمون چاو-هاسمن و آزمون ریشه واحد دیکی فولر جهت مانایی متغیرها به کمک نرم‌افزارEviews8 برای آزمون فرضیات انجام شده است و در سری های زمانی و تحلیلی رگرسیون یک متغیر که تابعی از از متغیر دیگر باشد روش های کاربردی زیادی وجود دارد.جهت تخمین معادله رگرسیون ممکن است معادله خطی نباشد ولی به سادگی ان را خطی فرض کرده ایم که در صورت برقراری فرض نرمال بودن u_i (عوامل تصادفی–غیر قابل کنترل) به تبع آن y_i نیزتوزیع نرمال خواهد داشت وفرض خطی بودن می تواند واقعی باشد، از طرفی معادله رگرسیون+_x (E(y|x_iبیانگرمقدار انتظار y_i است نه مقدار دقیق آن. بنابراین مشکل تعیین و (ضرایب) هستند که در براورد آنها ممکن است دچار خطا شویم که آنرا با e_i نشان می دهیم یکی ا
ز معیارهای مناسب برای تعیین و این است که خطا را حداقل کنیم بدین منظور از روش حداقل مربعات معمولی (ols) استفاده شده است یعنی در تخمین و بایستی مجموع مربعات خطا حداقل شود بدین منظور موقعیت خط رگرسیون بستگی به عرض از مبداو شیب خط دارد. این تخمین زننده(ols ) بهترین تخمین خطی بدون تورش می باشد که انجام گردید.از فروض رگرسیون فرض عدم خود همبستگی است که مفهوم آن این است که خطاهای تصادفی مستقل هستند به عبارتی دیگر خطای امروز مستقل از خطای دیروز است به عبارت دیگر خطای یک ازمایش (مشاهده) مستقل از خطای در ازمایش دیگر است. خطاها باید واقعا تصادفی باشند و هیچ نظم و ترتیبی در ان مشاهده نشود اگر خطاها نظام مند باشند انگاه دچار خود همبستگی خواهد شد.
برای انجام این آزمون با بهره گرفتن از نرم افزار Eviews8 آماره دوربین واتسون محاسبه می گرددکه مقدار این اماره هر قدر به مقدارعدد ۲نزدیک باشد نشان عدم خود همبستگی و چنانچه به صفر نزدیک باشد همبستگی مثبت و چنانچه به عدد ۴ نزدیک باشد نشانه خود همبستگی منفی است.
پس از تخمین معادله رگرسیون می خواهیم بدانیم چقدر معادله رگرسیون تخمینی معادله خوبی است و می‎تواند تغییرات y متغییر وابسته را نشان دهد که برای آن از ضریب تعیین استفاده کردیم . هرقدر مقدار آن که همان مجذور ضریب همبستگی است بیشتر باشد نشانه معیاری برای قدرت توضیح دهندگی معادله رگرسیون و شدت رابطه xو yاست و سپس میانگین خطای تخمین با انحراف معیار میزان پراکندگی نیز در جدول محاسبه شده است.
جمع بندی و تحلیل جدول نتایج رگرسیون نشان خواهد داد که هر قدر مقدار احتمال Fاز مقدار اماره Fجدول بحرانی بیشتر باشد رابطه Xو Yمعنی دار و معادله رگرسیون کاملا معناداراست.مدل رگرسیون که دارای فرض واریانس ناهمسانی باشد جهت برطرف کردن واریانس ناهمسانی از روش حداقل مربعات تعمیم یافته (GLS) یا مربعات وزنی استفاده شده است.جهت آزمون ثبات ضرایب معادله رگرسیون از آزمون چاو استفاده شده است که خطای پیش بینی را کوچکتر کرده و باید ضرایب را در دو دوره مقایسه نموده و متوسط خطای پیش بینی با هم مقایسه شد و جهت آزمون فرضیات از روش داده ای تلفیقی ایستا استفاده شده است که در باره زمانی کوتاه مدت مورد بررسی قرار گرفته است یعنی یک نوع پیش بینی قدم به قدم (سال به سال). سپس بررسی مدلهای اثرات ثابت و اثرات تصادفی در آزمون فرضیات با آزمون چاو و آزمون هاسمن تجزیه و تحلیل قرار گرفت که مدل اثرات ثابت مدل ارجح آزمون تعیین گردیید. جهت تحلیل هر نوع سری زمانی داده های مربوط به متغیرها باید قبل از هرگونه براوردی مانایی متغیرهای الگو و سپس در صورت عدم مانایی (وجود همگرایی یا ارتباط بلند مدت آنها) آزمون شود. چون نتایج حاصل از ان قابل اعتماد نیست برای آزمون مانایی متغیرها از آزمون ریشه واحد تعمیم یافته دیکی فولر-فیشر فیلیپس-برون و لوین–لین–چو و پسران–شین استفاده شود ودر جدول ۴-۱۹ نتایج حاصل از آن بر اورده شده است.
که نتایج نشان دهنده ان است که در هر ۴ روش همه متغیرها مانا بودند به جزء متغیر سرانه و کمک بخش دولت که در آزمون فیشر فیلیپس برون نامانا می باشندبا توجه به نتایج بدست آمده فرضیه صفر مبتنی برعدم وجود ریشه واحد رد می شود . آزمون مانایی به منظور جلوگیری از رگرسیون کاذب و یافتن روابط تعادلی بین متغیرها می باشد.
نتایج حاصل از تجزیه و تحلیل آزمون فرضیات به شرح زیر است:
۵-۳-۱ فرضیه فرعی اول
بین منابع مالی سرانه و معدل دانش اموزان رابطه معناداری وجود دارد.
خروجی جدول۴-۳ آزمون چاو نشان دهنده این است که P-valueبرابر صفر است و فرض صفر مبنی بر برابری عرض از مبدا رد می شود و مدل اثرات ثابت ارجح انتخاب گردید.و جدول ۴-۴ خروجی آزمون هاسمن۸۰۸/۰ p-value= فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی رد نشده است . بنابر این بین مدل اثرات تصادفی استفاده گردید. جهت بر اورد ضرایب مدل از EGLSحداقل مربعات تعمیم یافته استفاده گردید.
نتایج خروجی جدول ۴-۵اماره دوربین واتسون ۹۵/۱نشانه عدم خود همبستگی است و احتمال اماره F58/0از اماره Fبحرانی جدول ۲۹/۰بیشتر است بنابر این متغیر مستقل سرانه و معدل دانش اموزان رابطه معناداری وجود دارد و این رابطه ممکن است خطی باشد چون مقدار ضریب تعیین برابر ۰۴۲/۰است نشانه رابطه ضعیف بین دو متغیر می باشد .
۵-۳-۲ فرضیه فرعی دوم
بین منابع مالی سرانه و نسبت دانش اموزبه کلاس رابطه معناداری وجود دارد.
خروجی آزمون چاو در جدول ۴-۶ نشان دهنده این است که P-value برابر صفر است یعنی فرض برابری عرض از مبدا ها رد می شود بنابر این مدل اثرات ثابت مد ارجح است جدول (۴-۷) خروجی آزمون هاسمن مقدار ۹۳/۰p-value= روش اثرات تصادفی انتخاب گردید و فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی رد نشده است. سپس با بهره گرفتن از روش EGLS ضرایب مدل بر اور گردید و نتایج آن در جدول ۴-۸ خروجی اماره دوربین واتسون با مقدار ۰۵۵/۲ نشان عدم خود همبستگی و چون مقدار احتمال اماره Fبرابر ۸۷۱/۰از اماره F026/0بیشتر است و احتمال آن نیز صفر نیست بین متغیر مستقل و وابسته ارتباط معنادار وجود دارد وممکن است از نوع غیر خطی یا درجه ۲یا۳ باشد و چون مقدار ضریب تعیین ۰۱۳/۰ است نشا ندهنده رابطه ضعیف بین سرانه و نسبت دانش اموز به کلاس و جود دارد.
۵-۳-۳ فرضیه فرعی سوم
بین منابع مالی کمک مردمی و معدل دانش اموزان رابطه معناداری وجود دارد.
خروجی آزمون چاودر جدول(۴-۹) نشان دهنده این است که P-value برابر صفر است یعنی فرض برابری عرض از مبداها رد می شود و جدول ۴-۱
۰ خروجی آزمون هاسمن خروجی آزمون هاسمن مقدار ۷۶۵/۰p-value= روش اثرات تصادفی انتخاب گردید و فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی رد نشده است. جهت براورد ضرایب مدل از EGLS حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده گردید نتایج خروجی جدول ۴-۱۱آماره دوربین واتسون با مقدار ۹۱/۱ نشان عدم خود همبستگی بین متغیرها است احتمال اماره F572/0از آزمون Fبحرانی جدول ۲۹۵/۰ بیشتر است بنابراین بین متغیر مستقل و وابسته رابطه معناداری و جود دارد و این رابطه ممکن است خطی باشد چون مقدار ضریب تعیین برابر ۸۷/۰ می باشد نشانه رابطه قوی بین متغیرها بوده بنابر این رابطه بین کمک مردمی و معدل دانش اموزان معنی دار بوده و شدت همبستگی زیادی می باشد و نشانه رابطه قوی بین متغیرها است.
۵-۳-۴ فرضیه فرعی چهارم
بین منابع مالی کمک مردمی و نسبت دانش اموز به کلاس رابطه معناداری و جود دارد.
خروجی جدول۴-۱۲ آزمون چاو نشان دهنده این است که P-value برابر صفر است و فرض صفر مبنی بر برابری عرض از مبدا رد می شود و مدل اثرات ثابت ارجح انتخاب گردید.و جدول ۴-۱۳ خروجی آزمون هاسمن۸۳۲/۰ p-value= فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی رد نشده است . بنابر این مدل اثر ات تصادفی استفاده گردید. جهت بر اورد ضرایب مدل از EGLS حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده گردید.
نتایج خروجی جدول ۴-۱۴اماره دوربین واتسون ۹۰/۱نشانه عدم خود همبستگی است و احتمال اماره F551/0از اماره F بحرانی جدول ۰۲۱/۰بیشتر است بنابر این بین متغیر مستقل کمک مردمی و نسبت دانش‌آموز به کلاس رابطه معناداری وجود دارد واین رابطه ممکن است خطی باشد چون مقدار ضریب تعیین برابر ۶۵/۰است نشانه درابطه نسبتا قوی بین متغیرها بوده و بنابر این رابطه متغیر مستقل و وابسته معنی دار بوده و شدت همبستگی زیاد است.
۵-۳-۵ فرضیه فرعی پنجم
بین کمک بخش دولت و نسبت دانش اموز به کلاس رابطه معناداری وجود دارد
خروجی آزمون چاو در جدول(۴-۱۵) نشان دهنده این است که P-value برابر صفر است و فرض صفر مبنی بر برابری عرض از مبدا رد می شود و مدل اثرات ثابت ارجح انتخاب گردید.و جدول ۴-۱۶ خروجی آزمون هاسمن۸۵۴/۰ p-value= فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی رد نشده است. بنابر این مدل اثرات تصادفی استفاده گردید. جهت بر اورد ضرایب مدل از EGLS حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده گردید.
نتایج خروجی جدول ۴-۱۷اماره دوربین واتسون ۶۴/۱نشانه عدم خود همبستگی است و احتمال اماره F292/0 از اماره F بحرانی جدول ۰۹۸/۰ بیشتر است بنابراین بین متغیر مستقل کمک بخش دولت و نسبت دانش آموز به کلاس رابطه معناداری وجود دارد واین رابطه ممکن است خطی باشد چون مقدار ضریب تعین برابر۴۹۸/۰است نشان دهنده رابطه ضعیف بین متغیر مستقل و وابسته می باشد.
۵-۳-۶ فرضیه فرعی ششم
بین کمک بخش دولت و معدل دانش اموزان رابطه معناداری وجود دارد
خروجی آزمون چاودر جدول(۴-۱۸) نشان دهنده این است که P-value برابر صفر است و فرض صفر مبنی بر برابری عرض از مبدا رد می شود و مدل اثرات ثابت ارجح انتخاب گردید.ودر جدول ۴-۱۹ خروجی آزمون هاسمن۹۳۳/۰ p-value= فرض صفر مبنی بر مدل اثرات تصادفی متغیر توضیحی رد نشده است . بنابر این مدل اثر ات تصادفی استفاده گردید. جهت بر اورد ضرایب مدل از EGLS حداقل مربعات تعمیم یافته استفاده گردید .
نتایج خروجی جدول ۴-۲۰اماره دوربین واتسون ۰۳/۲نشانه عدم خود همبستگی است و احتمال اماره F961/0از اماره F بحرانی جدول ۰۸۵/۰بیشتر است بنابر این بین متغیر مستقل کمک بخش دولت و معدل دانش اموزان رابطه معناداری وجود دارد و واین رابطه ممکن است خطی باشد چون مقدار ضریب تعین برابر۰۱۵/۰است نشان دهنده رابطه ضعیف بین متغیر مستقل و وابسته می باشد.
۵-۴ محدودیت های پژوهش
دراین پژوهش محدودیت ها عبارتند از :
*عدم شناسایی منابع درامدی کمک های مردمی در تمامی بخشها و مناطق ۳۳ گانه شهرستانهای استان گیلان