Aleksandra Majewska
Uniwersytet Ekonomiczny w Poznaniu, Wydział Informatyki i Gospodarki Elektronicznej, Katedra Ekonometrii
ATRAKCYJNOŚĆ WYBRANYCH WYŻSZYCH UCZELNI W POLSCE
Streszczenie: Przedmiotem badania była atrakcyjność uczelni uniwersyteckich w Polsce i stworzenie ich rankingu w 2010 roku. Wykorzystano do tego metody wielowymiarowej analizy porównawczej (WAP). Zbadano wpływ metody normalizacji zmiennych na uzy- skane rankingi.
Słowa kluczowe: szkolnictwo wyższe, uniwersytet, miernik syntetyczny, wielowymiaro- wa analiza porównawcza, normalizacja.
Wstęp
Jednym z najważniejszych elementów określających krajową pozycję uczelni są ich rankingi. Cieszą się one ogromnym zainteresowaniem, ponieważ dostarczają łatwej w interpretacji informacji na temat pozycji każdej jednostki wśród innych uczelni. Im uczelnia jest bardziej atrakcyjna, tym wzbudza większe zainteresowa- nie potencjalnych studentów, pracodawców zatrudniających absolwentów, a tak- że organów państwowych fi nansujących edukację [Dąbrowa-Szefl er i Jabłecka 2007]. Najbardziej ceniony w Polsce jest ranking szkół wyższych przygotowy- wany każdego roku przez miesięcznik edukacyjny „Perspektywy” wraz z gazetą
„Rzeczpospolita”. Ranking ma nastawienie „konsumenckie”, tzn. głównym jego adresatem są młodzi ludzie, którzy dokonują wyboru uczelni i kierunku studiów [MNiSW 2012, s. 54].
Celem przeprowadzonej analizy była próba stworzenia rankingu polskich uni- wersytetów na podstawie ogólnodostępnych informacji. Przy tworzeniu rankin- gów wykorzystano różne metody normalizacji wartości zmiennych. Na podstawie uzyskanych rankingów szukano odpowiedzi na pytanie, czy zmiana metody nor- malizacji wpływa na zmianę pozycji zajmowanych przez poszczególne uczelnie.
W pierwszej części artykułu przedstawiono zmienne przyjęte w analizie, opi- sujące atrakcyjność polskich uczelni. Następnie omówiono zasadnicze etapy two- rzenia miernika syntetycznego. W kolejnym kroku zbudowane zostały rankin- gi szkół wyższych oraz przeprowadzono ich klasyfi kację z punktu widzenia ich atrakcyjności.
1. Zmienne charakteryzujące wyższe uczelnie w Polsce
Badaniu poddanych zostało 39 uniwersytetów w Polsce w 2010 roku [MNiSW 2010]. Dane o uczelniach pochodzą z opracowań Głównego Urzędu Statystycz- nego: Szkoły wyższe i ich fi nanse w 2009 r. [GUS 2010] oraz Szkoły wyższe i ich fi nanse w 2010 r. [GUS 2011], jak również ze sprawozdań rektorów poszczegól- nych szkół wyższych.
Wskaźnikami wykorzystanymi w badaniu do opisu uczelni były:
– wielokulturowość studentów (liczba cudzoziemców w stosunku do łącznej liczby studentów),
– liczba kierunków w przeliczeniu na 100 studentów,
– liczba nauczycieli akademickich przypadająca na 100 studentów, – wielkość księgozbioru w przeliczeniu na jednego studenta,
– kwota dotacji na badania własne przypadająca na jednego nauczyciela akade- mickiego,
– stosunek liczby studentów kończących studia do liczby studentów rozpoczy- nających studia,
– średnia liczba studentów kończących jeden kierunek,
– wielkość księgozbioru przypadająca na jednego nauczyciela akademickiego.
W tabeli 1 przedstawiono charakterystyki rozkładu poszczególnych zmien- nych w 2010 roku.
Właściwy dobór wskaźników w znaczącym stopniu odpowiada za jakość otrzymanych rankingów. Wartości współczynnika zmienności badanych zmien- nych mieszczą się w przedziale od 16 do 147%. Największą zmienność zaob- serwować można dla wielokulturowości studentów, natomiast najmniejszą wy- kazała się zmienna opisująca stosunek liczby osób kończących do liczby osób i rozpoczynających studia na uczelniach. Średnio w roku 2010 studentów kończą- cych jeden kierunek było 176, natomiast na 100 studentów przypadało ponad 8 nauczycieli akademickich. Na jednego studenta przypadały w Polsce średnio 54 książki. Stosunek liczby studentów kończących kierunek w danym roku do liczby rozpoczynających studia wynosił średnio 26%. W badanym roku średnia kwota dotacji na jednego nauczyciela akademickiego wynosiła 941,60 zł, jednak war- to zauważyć, że odchylenie standardowe dla tej zmiennej było równe 384,31 zł, a zmienność wynosiła 41%.
2. Wykorzystanie WAP w ocenie atrakcyjności uniwersytetów w Polsce
Do tworzenia rankingów uniwersytetów w Polsce posłużono się wielowymiaro- wą analizą porównawczą. Są to „metody statystyczne służące do celowego wy- boru informacji o elementach danej zbiorowości i wykrywania prawidłowości we wzajemnych relacjach między tymi elementami” [Łuniewska i Tarczyński 2006, s. 10]. „Wąsko rozumiany zakres zastosowań WAP sprowadza się do porządko- wania zbioru porównywanych obiektów” [Panek 2009, s. 13–15].
Przed przystąpieniem do porządkowania i klasyfi kacji, istotne jest określenie charakteru zmiennych opisujących obiekty. Należy rozróżnić stymulanty (zmien- ne, których wysokie wartości są pożądane z punktu widzenia rozpatrywanego zjawiska), destymulanty (zmienne, których wysokie wartości w danym bada- niu są niepożądane) oraz nominanty (zmienne, dla których pożądany jest pewien punktowy lub przedziałowy poziom „normalny”, a wszystkie odchylenia od tego poziomu są zjawiskiem negatywnym) [Grabiński i in. 1988, s. 237]. Zazwyczaj Tabela 1. Charakterystyka rozkładu zmiennych opisujących badane uczelnie w 2010 roku
Zmienna Średnia
Wartość minimal-
na
Wartość maksy-
malna
Odchyle- nie stan- dardowe
Skośność
Współ- czynnik zmienno-
ści Wielokulturowość studentów 0,02 0,00 0,13 0,03 2,09 1,47 Liczba kierunków w przeliczeniu
na 100 studentów 0,20 0,07 1,22 0,18 4,94 0,91
Liczba nauczycieli akademickich
przypadająca na 100 studentów 8,54 3,23 29,29 5,56 1,89 0,65 Wielkość księgozbioru w przeli-
czeniu na jednego studenta 54,07 12,57 164,51 37,68 1,52 0,70 Kwota dotacji na badania własne
przypadających na jednego na-
uczyciela akademickiego 941,60 259,35 1850,62 384,31 0,48 0,41 Stosunek liczby studentów koń-
czących studia do liczby studen-
tów rozpoczynających studia 0,26 0,19 0,37 0,04 0,21 0,16 Średnia liczba studentów koń-
czących jeden kierunek 176,45 25,09 397,92 86,06 0,81 0,49 Wielkość księgozbioru przypa-
dająca na jednego nauczyciela
akademickiego 742,37 142,38 2057,25 479,66 1,17 0,65 Źródło: Obliczenia własne.
określenie charakteru zmiennych opiera się na przesłankach pozastatystycznych, na przykład na opiniach ekspertów.
Wszystkie wskaźniki wykorzystane w badaniu atrakcyjności uniwersytetów w Polsce uznano za stymulanty.
Ponieważ zmienne opisujące badane uczelnie miały różne miana i różne za- kresy wartości, konieczna była ich normalizacja. Aby sprawdzić, jak wrażliwy jest ranking na zmianę sposobu normalizacji zmiennych, do ujednolicenia jedno- stek zastosowane zostały trzy metody:
– Standaryzacja [Panek 2009, s. 38]:
( )
ij j
ij j
x x z S x
, i = 1, …, n; j = 1, …, m, (1)
gdzie:
xij – wartość j-tej zmiennej w i-tym obiekcie,
zij – znormalizowana wartość j-tej zmiennej w i-tym obiekcie,
xj – wartość przeciętna j-tej zmiennej w analizowanym zbiorze obiektów, S(xj) – odchylenie standardowe j-tej zmiennej.
– Unitaryzacja [Kurkiewicz, Pociecha i Zając 1991, s. 37]:
min{ } max{ } min{ }
ij ij
ij i
ij ij
i i
x x
z x x
, i = 1, …, n; j = 1, …, m, (2) gdzie:
max{ }ij
i x – maksymalna wartość j-tej zmiennej w analizowanym zbiorze obiektów,
min{ }ij
i x – minimalna wartość j-tej zmiennej w analizowanym zbiorze obiek- tów,
pozostałe oznaczenia jak wyżej.
– Przekształcenie ilorazowe (układem odniesienia jest wartość maksymalna) [Grabiński i in. 1988, s. 244]:
max{ }
ij ij i ij
z x
x , i = 1, …, n; j = 1, …, m; max{ } 0ij
i x z , (3)
wszystkie oznaczenia jak wyżej.
Na podstawie wartości cech przekształconych za pomocą powyższych me- tod normalizacji możliwe jest obliczenie bezwzorcowego miernika syntetyczne- go. Formuły bezwzorcowe odpowiadają różnym postaciom wartości przeciętnej:
średniej arytmetycznej, średniej geometrycznej lub średniej harmonicznej [ Panek
2009, s. 64]. W przeprowadzonym badaniu wykorzystano średnią arytmetyczną znormalizowanych wartości zmiennych, która jest najczęściej stosowaną proce- durą defi niującą funkcję agregacyjną. Funkcja ta najlepiej reprezentuje dane cią- gu liczb w sensie minimalnej wariancji poszczególnych wartości wokół ich śred- niej oraz umożliwia przejrzystą interpretację wyników [Kurkiewicz, Pociecha i Zając 1991, s. 54]. Formuła ta wyraża się następująco:
1
1 m
i ij
j
sb z
m
¦
, i = 1, …, n, (4)gdzie:
sbi – wartość bezwzorcowej zmiennej syntetycznej dla i-tego obiektu, zij – znormalizowana wartość j-tej zmiennej w i-tym obiekcie.
Na podstawie wartości miernika syntetycznego, oprócz ustalenia porządku obiektów ze względu na badane zjawisko, czyli zbudowania rankingu, może- my również dokonać podziału badanych obiektów na grupy o różnym poziomie tego zjawiska. Podstawę takiego podziału stanowią średnia wartość odpowied- niego miernika syntetycznego (___sb) oraz wartość jego odchylenia standardowego (S(sb)). Najbardziej popularny jest podział obiektów na trzy grupy, przy czym:
– obiekty i, dla których zachodzi sbi > ___sb + S(sb), zaliczane są do grupy o wy- sokim poziomie badanego zjawiska,
– obiekty i, dla których zachodzi ___sb S sb ( )dsbid___sb S sb ( ), zaliczane są do grupy o średnim poziomie badanego zjawiska,
– obiekty i, dla których zachodzi sbi___sb S sb ( ), zaliczane są do grupy o ni- skim poziomie badanego zjawiska.
3. Wyniki
W pracy badane uczelnie zostały opisane za pomocą ośmiu wskaźników, mają- cych charakter stymulant. Ponieważ miały one różne miana i zakresy wartości, ich jednostki zostały ujednolicone za pomocą trzech metod normalizacji. Na pod- stawie tak przygotowanych zmiennych możliwe było obliczenie wartości bez- wzorcowego miernika syntetycznego. Poprzez liniowe uporządkowanie wartości miernika zbudowano trzy rankingi uniwersytetów w roku 2010. Rankingi umoż- liwiły podział badanych uczelni na trzy grupy o różnej atrakcyjności. Przedziały, na podstawie których przeprowadzono grupowanie uniwersytetów, przedstawia tabela 2.
W tabeli 3 zostały zaprezentowane pozycje badanych szkół wyższych w otrzy- manych rankingach (odpowiednio dla każdej z metod normalizacji) wraz z po- działem na klasy atrakcyjności: wysoką, średnią i niską.
Tabela 2. Klasy atrakcyjności uniwersytetów ze względu na wartości bezworcowego miernika syntetycznego
Metoda normalizacji Niska atrakcyjność Średnia atrakcyjność Wysoka atrakcyjność Standaryzacja sbi < –0,373 –0,373 ≤ sbi ≤ 0,373 sbi > 0,373 Unitaryzacja sbi < 0,189 0,189 ≤ sbi ≤ 0,365 sbi > 0,365 Przekształcenie ilora-
zowe sbi < 0,268 0,268 ≤ sbi ≤ 0,433 sbi > 0,433 Źródło: Obliczenia własne.
Tabela 3. Ranking oraz ocena atrakcyjności polskich uczelni przy różnych metodach normalizacji zmiennych w 2010 roku
Uczelnia
Standaryzacja Unitaryzacja Przekształcenie ilorazowe pozy-
cja
atrakcyj- ność
pozy- cja
atrakcyj- ność
pozy- cja
atrakcyj- ność Uniwersytet Muzyczny im. Fryde-
ryka Chopina w Warszawie 1 wysoka 1 wysoka 1 wysoka
Uniwersytet Jagielloński
w Krakowie 2 wysoka 2 wysoka 2 wysoka
Uniwersytet Medyczny w Łodzi 3 wysoka 4 wysoka 5 wysoka
Uniwersytet Wrocławski 4 wysoka 3 wysoka 6 wysoka
Gdański Uniwersytet Medyczny 5 wysoka 6 wysoka 3 wysoka
Uniwersytet Warszawski 6 wysoka 5 wysoka 4 wysoka
Szkoła Główna Handlowa
w Warszawie 7 wysoka 7 wysoka 7 wysoka
Uniwersytet im. Adama
Mickiewicza w Poznaniu 8 średnia 8 wysoka 8 wysoka
Uniwersytet Marii Curie-
Skłodowskiej w Lublinie 9 średnia 10 średnia 12 średnia Uniwersytet Medyczny im. Karola
Marcinkowskiego w Poznaniu 10 średnia 9 średnia 9 wysoka Uniwersytet Ekonomiczny
w Poznaniu 11 średnia 11 średnia 11 średnia
Uniwersytet Przyrodniczy
w Lublinie 12 średnia 13 średnia 16 średnia
Uniwersytet Ekonomiczny
we Wrocławiu 13 średnia 12 średnia 14 średnia
Warszawski Uniwersytet Medyczny 14 średnia 15 średnia 13 średnia Zachodniopomorski Uniwersytet
Technologiczny w Szczecinie 15 średnia 19 średnia 19 średnia Uniwersytet Ekonomiczny
w Katowicach 16 średnia 16 średnia 15 średnia
Uniwersytet Medyczny w Lublinie 17 średnia 14 średnia 10 średnia
Uczelnia
Standaryzacja Unitaryzacja Przekształcenie ilorazowe pozy-
cja
atrakcyj- ność
pozy- cja
atrakcyj- ność
pozy- cja
atrakcyj- ność Uniwersytet Rolniczy im. Hugona
Kołłątaja w Krakowie 18 średnia 17 średnia 17 średnia Uniwersytet Szczeciński 19 średnia 18 średnia 18 średnia Uniwersytet Przyrodniczo-Huma-
nistyczny w Siedlcach 20 średnia 21 średnia 24 średnia Uniwersytet Ekonomiczny
w Krakowie 21 średnia 20 średnia 20 średnia
Uniwersytet Medyczny
w Białymstoku 22 średnia 23 średnia 21 średnia
Uniwersytet Opolski 23 średnia 22 średnia 23 średnia Uniwersytet Przyrodniczy
we Wrocławiu 24 średnia 25 średnia 27 średnia
Uniwersytet Kazimierza Wielkie-
go w Bydgoszczy 25 średnia 26 średnia 29 średnia
Uniwersytet Gdański 26 średnia 27 średnia 26 średnia Uniwersytet Pedagogiczny
im. Komisji Edukacji Narodowej w Krakowie
27 średnia 28 średnia 30 średnia
Uniwersytet Łódzki 28 średnia 24 średnia 22 średnia
Śląski Uniwersytet Medyczny
w Katowicach 29 średnia 29 średnia 25 średnia
Uniwersytet Przyrodniczy
w Poznaniu 30 średnia 30 średnia 28 średnia
Uniwersytet Śląski w Katowicach 31 średnia 31 średnia 31 średnia Uniwersytet Zielonogórski 32 średnia 32 średnia 32 średnia Uniwersytet Mikołaja Kopernika
w Toruniu 33 średnia 34 średnia 33 średnia
Uniwersytet Rzeszowski 34 średnia 33 średnia 35 niska Uniwersytet Humanistyczno-Przy-
rodniczy Jana Kochanowskiego w Kielcach
35 średnia 36 średnia 36 niska
Uniwersytet Warmińsko-Mazurski
w Olsztynie 36 średnia 35 średnia 34 średnia
Uniwersytet w Białymstoku 37 niska 37 niska 37 niska Uniwersytet Technologiczno-Przy-
rodniczy im. Jana i Jędrzeja Śnia- deckich w Bydgoszczy
38 niska 38 niska 38 niska
Uniwersytet Kardynała Stefana
Wyszyńskiego w Warszawie 39 niska 39 niska 39 niska Źródło: Obliczenia własne.
cd. tab. 3
Na podstawie powyższych rankingów możemy dostrzec, że najbardziej atrak- cyjnymi uniwersytetami w Polsce, niezależnie od metody normalizacji zmien- nych, są Uniwersytet Muzyczny im. Fryderyka Chopina w Warszawie oraz Uniwersytet Jagielloński w Krakowie. We wszystkich rankingach, w grupie o najwyższej atrakcyjności znajdowały się również: Uniwersytet Warszawski, Uniwersytet Wrocławski, Uniwersytet Medyczny w Łodzi, Gdański Uniwersy- tet Medyczny oraz Szkoła Główna Handlowa w Warszawie. W rankingu opartym na unitaryzacji i przekształceniu ilorazowym, w grupie uniwersytetów o wyso- kiej atrakcyjności znalazł się również Uniwersytet im. Adama Mickiewicza w Po- znaniu. Natomiast przyglądając się uczelniom o niskiej atrakcyjności, zauważyć można, że bez względu na metodę normalizacji ostatnie pozycje zajmują odpo- wiednio: Uniwersytet w Białymstoku, Uniwersytet Technologiczno-Przyrodniczy im. Jana i Jędrzeja Śniadeckich w Bydgoszczy, a także Uniwersytet Kardynała Stefana Wyszyńskiego w Warszawie. Co ciekawe, 10 uniwersytetów utrzymało tę samą pozycję we wszystkich trzech rankingach.
Ogólnie, w zależności od sposobu normalizacji, uczelnie zmieniały swoje miejsce w rankingu średnio o 1,25 pozycji. Różnice pomiędzy pozycjami uczelni w rankingach obrazują, jak wrażliwe są te klasyfi kacje na zmianę metody norma- lizacji. Przy założeniu, że zmiana o dwa miejsca jest nieistotna, można uznać, że metoda normalizacji nie ma wpływu na ranking.
W celu porównania stopnia zgodności otrzymanych rankingów, wykorzysta- ny został współczynnik korelacji rang Spearmana. Współczynnik ten jest rów- ny 0,996 dla rankingów z wykorzystaniem standaryzacji i unitaryzacji, 0,988 dla rankingów z zastosowaniem standaryzacji i przekształcenia ilorazowego oraz 0,977 dla rankingów z wykorzystaniem unitaryzacji i przekształcenia ilorazowe- go. Ponieważ wszystkie współczynniki korelacji rang Spearmana są bliskie 1, można wnioskować, że występuje silna, dodatnia zależność między uporządko- waniem uniwersytetów ze względu na ich atrakcyjność, niezależnie od tego, jaka metoda zostanie zastosowana do normalizacji wartości zmiennych, które tę atrak- cyjność opisują.
Zakończenie
Uczelnie na całym świecie powinny aktywnie dążyć do poprawy pozycji, zwięk- szając atrakcyjność swojej jednostki wśród innych szkół wyższych [Thieme 2009]. W opracowaniu podjęto próbę porównania atrakcyjności uniwersytetów w Polsce w roku 2010 na podstawie wartości bezwzorcowego miernika synte- tycznego. Dodatkowo sprawdzono wrażliwość rankingów uniwersytetów na zmianę metody normalizacji zmiennych. Przeprowadzona analiza pozwoliła
stwierdzić, że zdecydowanymi liderami we wszystkich klasyfi kacjach były Uni- wersytet Muzyczny im. Fryderyka Chopina w Warszawie oraz Uniwersytet Ja- gielloński w Krakowie. Okazało się także, że metody normalizacji zmiennych nie mają istotnego wpływu na rankingi szkół wyższych powstałe na podstawie war- tości bezwzorcowego miernika syntetycznego.
Bibliografi a
Dąbrowa-Szefl er, M., Jabłecka, J., 2007, Szkolnictwo wyższe w Polsce, Raport dla OECD, Ministerstwo Nauki i Szkolnictwa Wyższego, Warszawa.
Grabiński, T., Malina, A., Wydymus, S., Zeliaś, A., 1988, Metody statystyki międzynaro- dowej, PWE, Warszawa.
GUS, 2010, Szkoły wyższe i ich fi nanse w 2009 r., Opracowania statystyczne, Warszawa.
GUS, 2011, Szkoły wyższe i ich fi nanse w 2010 r., Opracowania statystyczne, Warszawa.
Kurkiewicz, J., Pociecha, J., Zając, K., 1991, Metody wielowymiarowej analizy porów- nawczej w badaniach rozwoju demografi cznego, Szkoła Główna Handlowa w Warsza- wie, Warszawa.
Łuniewska, M., Tarczyński, W., 2006, Metody wielowymiarowej analizy porównawczej na rynku kapitałowym, Wydawnictwo Naukowe PWN, Warszawa.
MNiSW, 2010, Uczelnie, Ministerstwo Nauki i Szkolnictwa Wyższego, Warszawa, http://
www.nauka.gov.pl/szkolnictwo-wyzsze/system-szkolnictwa-wyzszego/uczelnie [do- stęp: 3.04.2012].
MSiSW, 2012, Koncepcja budowy, zawartości i organizacji systemu monitoringu, ran- kingowania, zasobów materialnych i niematerialnych szkolnictwa wyższego w Polsce, Ministerstwo Nauki i Szkolnictwa Wyższego, Warszawa.
Panek, T., 2009, Statystyczne metody wielowymiarowej analizy porównawczej, Szkoła Główna Handlowa w Warszawie, Warszawa.
Thieme, J.K., 2009, Szkolnictwo wyższe. Wyzwania XXI wieku. Polska, Europa, USA, Difi n, Warszawa.
THE ATTRACTIVENESS OF POLISH UNIVERSITIES
Summary: The aim of the research was to analyze the attractiveness of Polish universi- ties and to build their ranking in Poland in 2010. The infl uence of normalization methods on changing the classifi cation of higher education was examined. To achieve that, multi- dimensional comparative analysis (WAP) was used.