The question addressed in this arti

The question addressed in this article is whether we can observe a reduction in dropout and transfer rates after the reform and whether it can be argued that this reduction is related to changes in study structure resulting from the reform. Based on the hypothesis, I expect to find a reduction in dropout rate and in transfer rate after the reform and in addition to this a reduction in the difference in dropout rates between students with parents with higher education and those without. In the first analyses, the dropout rate and transfer rate in the two cohorts are examined in two separate regressions controlling only for year. As previously stated, I will look at estimated time to degree plus one year, that is, five years for the prereform cohort and four years for the post-reform cohort. The results are presented as figures, while the corresponding tables are available in the appendix. Figure 1 shows that the dropout rate is highest in the first year, and lower in the following years in both cohorts. This is in accordance with previous findings (Tinto 1993; Yorke 1999; Hovdhaugen 2009). The estimated dropout rate after the first year is 15
16% in both cohorts, and the difference between the cohorts is not statistically significant. Thus, I do not find support for the hypothesis that the dropout rate is lower after the reform. The risk of dropout decreases until the student reaches the estimated time to degree completion, then the risk increases again. Hence, the relationship over time is nonlinear. For the pre-reform cohort, the estimated time to degree completion is four years, and we observe that the increased risk of dropout starts after the fourth year, as the lowest risk of dropout is after the third year. For students in the post-reform cohort, the risk of dropout only decreases in the second year, and then starts increasing again. For this cohort the estimated time to degree is three years (a Bachelor’s degree). Hence, it seems as if the risk of dropping out increases when students have exceeded the estimated time to degree, and this is equally true for both cohorts. In this analysis, there are only statistically significant differences between cohorts for the last two years observed.

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

คำถามในบทความนี้คือ ว่า เราสามารถสังเกตได้ในการลดอัตราการถอนและโอนเงินหลังจากการปฏิรูปและว่ามันสามารถจะแย้งว่า ที่ลดลงนี้เกี่ยวข้องกับการเปลี่ยนแปลงในโครงสร้างการศึกษาที่เป็นผลจากการปฏิรูป ตามสมมติฐาน คาดหวังเพื่อค้นหาลดถอนอัตรา และอัตราการถ่ายโอนหลัง จากการปฏิรูป และนอก จากนี้การลดลงในความแตกต่างระหว่างนักเรียนกับผู้ปกครองกับการศึกษาและผู้ที่ไม่ในอัตราถอน ในการวิเคราะห์ครั้งแรก ถอนอัตราและอัตราการถ่ายโอนในรุ่นสองจะตรวจสอบในแสดงแยกต่างหากที่สองควบคุมเฉพาะสำหรับปี ตามที่ระบุไว้ก่อนหน้านี้ จะขอดูเวลาประเมินระดับบวกหนึ่งปี คือ prereform cohort 5 ปีและ 4 ปีการศึกษาหลังการปฏิรูป ผลลัพธ์ได้แสดงเป็นตัวเลข ตารางที่เกี่ยวข้องอยู่ในภาคผนวก รูปที่ 1 แสดงให้เห็นว่า อัตราการถอนสูงสุดในปีแรก และต่ำกว่าในปีต่อไปนี้ในทั้งสองรุ่น นี่คือสอดคล้องกับผลการวิจัยก่อนหน้า (Tinto 1993 Yorke 1999 ทาง Hovdhaugen ที่ 2009) อัตราการถอนโดยประมาณหลังจากปีแรก 15 16% ในรุ่น และความแตกต่างระหว่างรุ่นไม่มีนัยสำคัญทางสถิติ ดังนั้น ผมไม่หาการสนับสนุนสำหรับสมมติฐานว่า อัตราการถอนจะต่ำหลังจากการปฏิรูป ความเสี่ยงของการถอนลดจนกว่านักเรียนจะจบปริญญา เวลาโดยประมาณ แล้วความเสี่ยงเพิ่มขึ้นอีก ด้วยเหตุนี้ ความสัมพันธ์ตลอดเวลาก็ไม่เชิงเส้น สำหรับศึกษาก่อนการปฏิรูป เวลาที่ประเมินให้เสร็จสมบูรณ์ระดับเป็น 4 ปี และเราสังเกตว่า เพิ่มความเสี่ยงของถอนเริ่มหลังจากสี่ปี เป็นความเสี่ยงต่ำของการถอนหลังปี สำหรับนักศึกษาหลังการปฏิรูป ความเสี่ยงของการถอนเท่านั้น ลดลงในปีสอง และจากนั้น เริ่มเพิ่มขึ้นอีก สำหรับงานนี้ องศาเวลาประมาณเป็น 3 ปี (ปริญญาตรี) ดังนั้น เหมือนเป็นถ้าเสี่ยงกำเนิดขึ้นเมื่อนักเรียนได้เกินเวลาที่ประเมินการศึกษาระดับปริญญา และนี้เป็นจริงอย่างเท่าเทียมกันสำหรับทั้งสองรุ่น ในการวิเคราะห์นี้ เท่านั้นมีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติระหว่างรุ่นสองปีสังเกต

ผลลัพธ์ (ไทย) 2:

คำถามที่ระบุไว้ในบทความนี้คือไม่ว่าเราจะสามารถสังเกตเห็นการลดลงในการออกกลางคันและการถ่ายโอนอัตราหลังการปฏิรูปและไม่ว่าจะสามารถจะแย้งว่าการลดลงนี้จะเกี่ยวข้องกับการเปลี่ยนแปลงในโครงสร้างการศึกษาที่เกิดจากการปฏิรูป ขึ้นอยู่กับสมมติฐานที่ผมคาดหวังจะพบในการลดอัตราการออกกลางคันและอัตราการถ่ายโอนหลังการปฏิรูปและนอกจากนี้ในการลดความแตกต่างในอัตราการออกกลางคันระหว่างนักเรียนกับผู้ปกครองที่มีการศึกษาที่สูงขึ้นและผู้ที่ไม่มีที่ ในการวิเคราะห์ครั้งแรกที่อัตราการออกกลางคันและอัตราการถ่ายโอนในสองผองเพื่อนมีการตรวจสอบในสองถดถอยแยกต่างหากควบคุมเท่านั้นสำหรับปี ตามที่ระบุไว้ก่อนหน้านี้ผมจะดูที่เวลาโดยประมาณในระดับบวกหนึ่งปีที่เป็นห้าปีสำหรับการศึกษา prereform และสี่ปีสำหรับการศึกษาหลังการปฏิรูป ผลลัพธ์ที่ได้จะแสดงเป็นตัวเลขที่สอดคล้องกันในขณะที่ตารางมีอยู่ในภาคผนวก รูปที่ 1 แสดงให้เห็นว่าอัตราการออกกลางคันสูงที่สุดในปีแรกและลดลงในปีต่อ ๆ ไปทั้งในผองเพื่อน ซึ่งเป็นไปตามกับผลการวิจัยก่อนหน้า (Tinto 1993; Yorke 1999; Hovdhaugen 2009) อัตราการออกกลางคันประมาณหลังจากปีแรกคือ 15? 16% ทั้งในผองเพื่อนและความแตกต่างระหว่างผองเพื่อนไม่ได้เป็นนัยสำคัญทางสถิติ ดังนั้นฉันไม่พบการสนับสนุนสำหรับสมมติฐานที่ว่าอัตราการออกกลางคันต่ำหลังจากการปฏิรูป ความเสี่ยงของการออกกลางคันลดลงจนถึงนักเรียนถึงเวลาโดยประมาณที่จะจบการศึกษาแล้วเพิ่มความเสี่ยงอีกครั้ง ดังนั้นความสัมพันธ์ในช่วงเวลาที่ไม่เป็นเชิงเส้น สำหรับการศึกษาก่อนการปฏิรูปครั้งคาดว่าจะจบการศึกษาเป็นสี่ปีและเราสังเกตว่ามีความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของการออกกลางคันเริ่มต้นหลังจากปีที่สี่ในขณะที่ความเสี่ยงต่ำสุดของการออกกลางคันคือหลังจากที่ปีที่สาม สำหรับนักเรียนในหมู่คนโพสต์ปฏิรูปความเสี่ยงของการออกกลางคันจะลดลงในปีที่สองและจากนั้นก็เริ่มเพิ่มขึ้นอีกครั้ง สำหรับหมู่คนนี้เวลาที่คาดว่าจะมีดีกรีเป็นสามปี (ปริญญาตรี) จึงดูเหมือนว่าความเสี่ยงของการปล่อยออกมาเพิ่มขึ้นเมื่อนักเรียนได้เกินเวลาโดยประมาณในการศึกษาระดับปริญญาและนี่เป็นความจริงที่เท่าเทียมกันสำหรับทั้งผองเพื่อน ในการวิเคราะห์นี้มีความแตกต่างอย่างมีนัยสำคัญทางสถิติเท่านั้นระหว่างผองเพื่อนในช่วงสองปีที่ผ่านมาสังเกต

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

คำถามที่กล่าวถึงในบทความนี้ก็คือว่า เราสามารถสังเกตการ dropout และอัตราโอนหลังการปฏิรูปและว่ามันสามารถจะแย้งว่า การลดลงนี้จะเกี่ยวข้องกับการเปลี่ยนแปลงในโครงสร้างการศึกษาที่เกิดจากการปฏิรูป ตามสมมติฐานที่ฉันคาดหวังที่จะพบการลดลงในอัตรา dropout และอัตราการถ่ายโอนหลังการปฏิรูป และนอกจากนี้ในการลดความแตกต่างในอัตราออกกลางคันระหว่างนักเรียนกับผู้ปกครองที่มีการศึกษาสูงและผู้ที่ไม่มี . ในการวิเคราะห์แรก , dropout อัตราและอัตราการถ่ายโอนในสอง cohorts มีการตรวจสอบในสองแยกสังกะสีการควบคุมสำหรับปี ตามที่ระบุไว้ก่อนหน้านี้ ผมจะดูที่เวลาประมาณ 1 ปีขึ้นไป บวก นั่นคือ ห้าปีสำหรับการเข้าศึกษา และ prereform สี่ปีสำหรับการโพสต์ปฏิรูปศึกษา . ผลลัพธ์จะแสดงเป็นตัวเลข ส่วนตารางที่มีอยู่ในภาคผนวก รูปที่ 1 แสดงให้เห็นว่าอัตรา dropout ที่สูงที่สุดในปีแรกและลดลงในปีต่อไปนี้ทั้งในไทย . นี้จะสอดคล้องกับผลการวิจัยก่อนหน้านี้ ( Tinto 1993 ; Yorke 1999 ; hovdhaugen 2009 ) ประมาณการอัตราออกกลางคันหลังจากปีแรกคือ 974 % ทั้งในไทย และความแตกต่างระหว่างเพื่อนอยู่ในระดับมาก ดังนั้น ผมไม่พบการสนับสนุนสมมติฐานว่าอัตรา dropout ต่ำหลังจากการปฏิรูป ความเสี่ยงลดลง จนกระทั่งนักเรียนออกกลางคันถึงเวลาโดยประมาณถึงระดับความสมบูรณ์แล้วเพิ่มความเสี่ยงอีก ดังนั้น ช่วงเวลา คือความสัมพันธ์เชิงเส้น สำหรับก่อนการปฏิรูปหรือไม่ ซึ่งเวลาที่ระดับความสมบูรณ์สี่ปีและเราสังเกตว่า ความเสี่ยงที่เพิ่มขึ้นของมหิดลจะเริ่มหลัง 4 ปี ขณะที่ความเสี่ยงต่ำสุดของถอนตัวหลังจากปี 3 สำหรับนักศึกษาในการโพสต์ปฏิรูปศึกษา ความเสี่ยงของมหิดลเพียงลดลงในปีที่สอง และจากนั้น ก็เพิ่มอีก สำหรับการติดตามนี้เวลาประมาณ 3 ปี ปริญญา ( ปริญญาตรี ) ดังนั้น ดูเหมือนว่า ความเสี่ยงในการปล่อยออก เพิ่ม เมื่อนักเรียนได้เกินประมาณการเวลาที่จะขึ้นไป , และนี้เป็นจริงอย่างเท่าเทียมกันทั้งไทย . ในการวิเคราะห์นี้ มีความแตกต่างกันระหว่างเพื่อนในช่วงสองปี )