中等职业教育：城乡共同富裕...基于省级面板数据的实证研究_安雪慧.pdf

中等职业教育：城乡共同富裕的基础路径*基于省级面板数据的实证研究安雪慧元静摘要 中等职业教育是城乡实现共同富裕的基础路径之一。研究基于省级面板数据，分析中等职业教育发展及质量投入对城乡居民收入差距的影响，比较影响效果在不同区域、不同发展规模下的差异性特征。研究发现，中等职业教育招生数占比和在校生数占比提高、质量投入增加对缩小城乡居民可支配收入差距具有积极作用，且该影响存在区域性差异特征；在不同中等职业教育发展规模下，中等职业教育资源投入对缩小城乡居民收入差距的影响存在异质性。新时代城乡共同富裕路上中等职业教育仍可有为，可继续作为提高劳动者素质的基础路径；各地根据区域经济发展水平和产业结构特点，因地制宜有重点发展中等职业教育；探索完善职业教育贯通培养模式，统筹推进职业教育与普通教育协调发展，提高职业教育质量和吸引力。关键词 共同富裕；中等职业教育；城乡收入；区域特征；门槛效应作者简介 安雪慧，中国教育科学研究院区域教育研究所所长、研究员（北京100088）；元静，北京师范大学教育学部博士生（北京100875）在全面建成小康社会、解决绝对贫困问题之后，扎实推动共同富裕成为我国下一阶段经济社会发展的重点任务。党的二十大报告明确提出，中国式现代化的本质要求是实现全体人民共同富裕。从群体看，缩小城乡居民收入差距是共同富裕的重要内容，提高农村居民收入成为关键。影响城乡居民收入差距的要素是多方面的。随着国家区域协调发展战略、新型城镇化战略和乡村振兴战略的实施，城乡产业结构不断调整优化，收入分配制度不断完善，居民收入来源多元化，劳动力质量对收入的影响越来越凸显，如何提升农村劳动力人力资本水平，成为新时代缩小城乡居民收入差距的一个重要路径。一、问题的提出学术界围绕城乡居民收入开展了诸多实证研究。教育能促进人力资本积累、增加就业机会和提高收入水平，进而缩小城乡居民收入差距；1农村居民的教育回报率高于城市居民。2正因为教育对居民收入的积极影响，国家经济社会发展规划明确提出“十四五”时期要将“劳动年龄人口平均受教育年限*本文系国家社会科学基金2019年度教育学重大课题“教育适应中国人口结构发展趋势研究”（编号：VGA190003）的研究成果。124提高到11.3年”。这意味着2025年“我国劳动年龄人口平均受教育水平要达到高中二年级以上”3，全面普及高中阶段教育是实现这一目标的必然之路。近年来，我国各级各类教育普及水平显著提高，新增劳动力受教育水平显著提升，其中，高中阶段教育的贡献不可忽视。2020 年，劳动年龄人口平均受教育年限达 10.8 年，但受过高中阶段及以上教育的比例为 43.8%，4高中阶段教育仍有普及提升空间。“十四五”规划和2035年远景目标纲要将提升国民素质、提高劳动年龄人口平均受教育年限作为发展目标，充分展现了教育是人力资源开发的重要路径。高中阶段教育包括普通高中教育和中等职业教育两个部分，都是提高劳动者教育水平和文化知识技能水平的重要路径。多年来，我国坚持普通教育和职业教育并重、职前教育和职后教育并举，大力提高劳动者文化素质和技术技能水平。中等职业教育基于劳动力市场要求设置课程，确保学生掌握与就业和职业实践紧密结合的专业知识、技能，以增加毕业生就业机会、就业能力，提高其收入水平。基于微观数据的实证研究也表明，中等职业教育对农村个体收入的正向贡献高于城镇个体，5因而，中等职业教育成为农村人口提升人力资本和缩小与城镇人口收入差距的关键途径之一。党中央始终将职业教育作为“发展教育扶贫一批”的重要抓手，在实践中取得显著成效。2015年，中共中央国务院关于打赢脱贫攻坚战的决定 明确提出，“鼓励职业院校和技工学校招收贫困家庭子女，确保贫困家庭劳动力至少掌握一门致富技能，实现靠技能脱贫”6。“十三五”期间，职业教育在服务脱贫攻坚工作中取得显著成就，职业院校中超过七成的学生来自农村。72019 年，教育部办公厅出台 关于办好深度贫困地区职业教育助力脱贫攻坚的指导意见，从“普职教育融合”、“强化统筹建好办好一批职业学校”、“职业教育扩招向贫困地区倾斜”8等方面做出了具体部署，为贫困地区的经济发展提供技能型人才支持。2022 年新修订实施 中华人民共和国职业教育法 明确提出，“职业教育是与普通教育具有同等重要地位的教育类型”，“统筹推进职业教育与普通教育协调发展”，为中等职业教育的改革发展提供了稳定可持续的政策支撑。“十四五”及未来更长时期内，我国中等职业教育对缩小城乡居民收入的影响如何，如何进一步深化中等职业教育改革发展，仍是继续提高城乡居民收入、缩小城乡收入差距需要关注的关键问题。二、文献综述与研究假设自 20 世纪 60 年代人力资本理论创立以来，国内外学者围绕教育与个人收入增长开展了大量实证研究。9人力资本理论为本研究中等职业教育促进城乡居民收入差距缩小提供了理论基础，中等职业教育的普及发展可为适龄人口尤其是贫困人口提供更多接受教育、提升知识技能水平的机会，不仅可提升城乡居民平均受教育水平，还能使受教育者获得更高的教育回报率。本研究从规模和质量两方面考察中等职业教育的影响。（一）中等职业教育规模与城乡居民收入差距依据人力资本理论，学界对“教育投资能提高个体收入水平”基本达成共识。10职业院校中来自乡村和相对贫困家庭的学生居多，11中等职业教育可为他们提供更多接受劳动年龄人口平均受教育年限是指社会总人口中处于劳动年龄范围内（目前为1659岁）的人口人均接受学历教育（包括成人学历教育，不包括各种非学历培训）的年数，是反映国民素质和人力资源开发水平的综合指标。参见：http：/ 年版）明确将“普通高中与中等职业教育招生比和在校生比”作为衡量中等职业教育发展的相对规模指标。本研究采用中等职业学校招生数占高中阶段招生数比例、在校生数占高中阶段在校生数比例来衡量中等职业教育规模。同时，随着我国经济社会发展，区域间经济发展水平、产业结构、城镇化水平呈现差异性特征，这些都会影响不同行业对技能劳动者的需求和吸纳能力，是各级政府和学校未来推进中等职业教育改革发展需要考量的因素。因此，本研究将进一步控制这些变量，让论据更加充分。综上，提出如下研究假设：H1：中等职业教育规模扩大对缩小城乡居民收入差距有显著的促进作用。H2：中等职业教育规模扩大对城乡居民收入差距的影响在东、中、西部存在差异。H3：中等职业教育规模扩大通过提高乡村居民平均教育年限进而缩小城乡居民收入差距，即乡村居民平均受教育年限发挥中介作用。（二）中等职业教育质量与城乡居民收入差距教育资源投入是衡量教育质量的重要指标。近年来，研究多从教育经费投入方面进行考察对居民收入的影响。有研究发现，政府财政教育支出能够有效减小城乡居民收入差距；17有研究认为，教育支出更加倾斜于城市，导致城乡收入差距不断扩大；18有研究发现，财政教育支出的影响存在地域性差异，对城镇和农村居民之间收入差距的影响效应也不尽相同，东部地区政府的教育投入可集中于农村地区，从而能有效缩小城乡居民收入差距；19有研究分析了不同教育阶段财政投入对城乡收入差距的影响，结果显示，普通小学、普通高中、中等职业教育经费投入与城乡收入差距成反比，但高等教育和普通初中教育经费投入却与城乡收入差距成正比；20有研究聚焦职业教育经费投入发现，职业教育经费投入能显著缩减东部和西部地区城乡居民收入差距，但中部地区这一效果不明显。21有研究分析了省域内中等职业教育发展（包括学校职普比、生均固定资产总值、生师比三个指标）对减贫的影响，发现中等职业教育发展与城乡就业比呈正相关，城乡就业比增加表明农村劳动力进城就业的比重增加，极大地解放了农村生产力。22但上述研究仍需要从全国各省数据进一步论证中等职业教育人力、物力投入对缩减城乡居民收入差距的影响。由此，本研究使 126用省级面板数据，从师资、办学条件和经费保障三方面资源投入衡量中等职业教育质量。高质量的职业教育能有效地将学生提升为具有高素质能力的劳动者，提高城乡居民劳动生产率，从而助力缩小城乡居民收入差距。中国教育监测与评价统计指标体系（2020年版）明确设置了生师比、学历合格专任教师比例、高级专业技术职务专任教师比例等一系列衡量师资力量的指标。本研究使用生师比、本科及以上专任教师比例、高级职称专任教师比例衡量中等职业学校教师质量。从区域层面看，各省市对中等职业教育的投入侧重点也存在差异，有些地区在办学条件达标之后，已转向投入师资等人力资源要素。因此，中等职业教育不同类别资源投入对城乡居民收入差距的缩减作用可能存在差异。基于此，提出研究假设4和假设5：H4：中 等 职 业 教 育 人 力（H4a）、物 力（H4b）、财力（H4c）投入对缩小城乡居民收入差距有显著的促进作用。H5：中 等 职 业 教 育 人 力（H5a）、物 力（H5b）、财力（H5c）投入对缩小城乡居民收入差距的作用在东、中、西部地区存在差异。（三）不同发展规模条件下教育资源投入与城乡收入差距在不同发展规模下，基本生产要素的产出效率具有差异性。针对教育领域，有研究从教育成本角度分析教育规模扩张带来的规模经济。23有研究发现，高等教育规模扩大到峰值后即出现规模效益下降，24教育质量提升成为迫切需要。但现有研究多是分析中等职业教育影响的平均效应，对不同发展阶段条件下，资源投入作用异质性效果的论证少。本研究认为，在不同职业教育规模条件下，人力、物力和财力投入对中等职业教育的产出效率存在差异性，进而对城乡居民收入差距的影响存在异质性。在中等职业教育规模较小时，主要满足市场对基本技能型人才的需求。但随着经济社会发展和产业结构调整，市场对劳动者的素质和要求越来越高，对中等职业教育质量保障要素的依赖程度更高，即高质量毕业生在市场上的就业能力和竞争性更强。基于此，提出研究假设6：H6：在中等职业教育不同的发展（规模）阶段，人力（H6a）、物力（H6b）、财力（H6c）等资源要素对缩小城乡居民收入差距的影响存在异质性。三、数据、变量与模型基于我国省级面板数据，构建城乡居民收入差距的测度指标作为被解释变量，对研究涉及的核心解释变量、控制变量及其测度指标进行说明描述，构建检验研究假设的计量模型。（一）数据本研究使用 20072020 年 中国统计年鉴、中国教育统计年鉴、中国教育经费统计年鉴 全国30个省（市、自治区）各相关指标省级数据，共计420个样本观测值。（二）变量选择收入变量。本文采用城乡居民可支配收入测量收入水平。根据收入来源不同，国家统计数据将居民可支配收入分为工资性收入、经营净收入、财产净收入、转移净收入四项。其中，工资性收入和经营性收入属于劳动收入，与居民劳动生产率直接相关，与居民的教育和技能水平紧密关联。财产净为了避免数据和统计口径差异问题，借鉴其他相关研究，在样本中剔除我国西藏自治区及港澳台地区数据。2014年之前的 中国统计年鉴 中农村居民的收入统计口径为“人均纯收入”，之后改为与城镇居民统计口径相统一的“人均可支配收入”。20072013年统计数据中，农村居民人均纯收入与城镇居民人均可支配收入相对应。本文样本数据中20072013年农村居民收入为人均纯收入、城镇居民为人均可支配收入，20142020年均为人均可支配收入。127收入包含通过理财投资而获得的收入，居民可通过教育水平的提升，更有能力规避风险，找到合适投资积累财富。25转移净收入包括政府的收入再分配和本住户非常住人口寄回家庭收入。高中阶段教育的全面普及可使更多农村青年在城镇就业能力增强、提升家庭整体的工资性收入水平。综上，在分析教育发展与城乡收入差距关系时，使用包含上述四项收入来源的居民可支配收入更具合理性。收入差距。本文采用泰尔指数测量，具体计算公式如下：泰尔指数作为衡量城乡收入差距的指标，其优势在于对数值两端的变化比较敏感，能够反映影响指数变动的是高收入阶层还是低收入阶层。根据城乡人口结构，它能更加全面地反映城乡居民收入差距。高中阶段教育招生数是指实际招收入学的新生数，包括招收初中阶段教育毕业生、城镇下岗职工、进城务工人员、农民和退役士兵。在校生数是指具有学籍并在本学年初进行学籍注册的学生数，中等职业教育在校生中不含上一年技工学校在校生。TheilitlnlnIuitIit（Iuit/IitPuit/Pit）IritIit（Irit/IitPrit/Pit）lnln（1）AIuitPuitIitPit（）AIuitPuitIitPitPitPuitAIritPritIitPitlnlnAIuitURitIit（）AIuitIit（）AIritIitAIrit（1URit）Iit（）AIritPritIitPitPitPrit其中，Iuit、Irit分别表示省份i在t年的城镇和农村居民的可支配收入总额，AIuit、AIrit分别表示省份i在t年的城镇和农村居民人均可支配收入，Puit、Prit分别表示省份 i 在 t 年的城镇和农村年末常住人口数，Iit、Pit分别表示省份i在 t 年的居民总收入与年末常住人口总量，URit表 示 省 份 i 在 t 年 的 城 镇 化 率。使 用20072020年城镇和农村居民可支配收入的省级面板数据，按公式（1）计算了 30 个省份泰尔指数，具体分布变化见图 1。可以看出，30 个省泰尔指数的第一四分位数、第三四分位数和中位数基本呈现先下降后上升的趋势，城乡居民收入差距在 20072013 年呈现下降趋势，2014 年之后有所上升，2020 年略微下降。箱型图箱体大小衡量了省份之间的泰尔指数差距，20152020 年省级间指数差距较 2015 年之前有所扩大，表明城乡居民收入差距的省际差异有所扩大。解释变量。本文使用中等职业教育相对规模作为衡量中等职业教育发展水平的指标之一。随着普通高中阶段教育普及水平的提高以及近年来普职招生比相当的统筹发展模式，中等职业教育规模在一定程度上反映高中阶段教育的普及水平。中等职业教育相对规模采用各省每年中等职业学校招生数占高中阶段招生数比例、在校生数占高中阶段在校生数比例。教育资源投入常常作为衡量教育质量的重要指标。本文使用人力、物力和财力三个方面，人力使用中等职业教育阶段专任教师生师比、专任教师中本科及以上学历教师占专任教师比例、高级职称教师占专任教师比例，物力使用生均教学仪器设备图1 20072020年我国30个省份城乡居民收入差距泰尔指数箱型图注：箱体下、上限分别为第一四分位数（Q1）、第三四分位数（Q3）；箱体中“”为中位数；下内限为Q1-1.5QR，上内限为Q3+1.5QR，QR=Q3-Q1；“”为异常值，为数据分布在上下内限之外。128值（取对数），财力使用中等职业教育生均一般公共预算教育支出（取对数）。从接受教育和进入劳动力市场的时间段看，新招收中等职业教育学生一般接受 3 年教育后方可进入劳动力市场，对就业机会及收入影响存在滞后性；教育资源投入指标的影响同样存在滞后性。为提高估计的准确性，本文在计量模型中考察中等职业教育规模和质量指标滞后期对收入的影响。中介变量。在检验中等职业教育规模作用机制时，本文将城镇和乡村居民平均受教育年限变量作为中介变量，采用逐步回归法，检验中等职业学校在校生占比的间接效应。控制变量。为了准确分析各解释变量的影响，本研究控制了可能影响城乡居民就业机会和收入水平的其他变量。具体包括经济发展水平、城镇化率、产业结构和贸易开放程度。经济发展水平与城乡居民收入差距之间的关系比较复杂。经济发展水平上升有利于加快城镇化建设和乡村经济发展，经济发达地区可以创造更多就业岗位，吸纳接受过一定教育的劳动者，增加农村居民的人均可支配收入，进而缩小城乡收入差距。另外，经济快速发展也可能使部分农村人口尤其是低文化程度者的就业能力下降，从而拉大城乡收入差距。本文用人均国内生产总值（以下简称“人均 GDP”）来衡量各省经济发展水平。为消除价格因素影响，以 2007 年为基年，使用人均 GDP 指数对各省每年人均 GDP 进行调整。大量研究尝试验证城镇化水平与城乡居民收入差距的关系，但结论并非一致。有研究发现，城镇化会拉大城乡收入差距，26有研究发现，城镇化有助于缩小城乡收入差距，27还有研究发现，两者间存在非线性关系，28这可能与测量指标及计量模型有关。但可以明确的是，城镇化水平与城乡居民收入差距存在密切关联。本文用各省城镇人口占各省常住总人口（包括城镇和乡村）的比重来衡量各省城镇化率。考虑城镇化率与城乡居民收入差距可能存在非线性关系，在模型中同时加入城镇化率的二次项。产业结构的调整对劳动力就业机会及收入水平的影响较大，比如随着更多创业企业产生的第二产业结构调整和对劳动力吸纳力较强的第三产业发展，劳动力市场对高技能劳动者需求增大，增加了中等职业毕业生的就业机会及收入水平。本文用第二、三产业增加值占地区生产总值的比重来衡量产业结构特征。有研究表明，区域的贸易开放程度与城乡居民收入差距紧密相关。29本文用进出口贸易额与地区生产总产值的比值来衡量各省贸易开放程度。（见表1）各变量的描述性统计结果见表2。（三）基准计量模型设定根据上述假设 1、2、4、5，本研究构建了固定效应模型（FE）和双向固定效应模型（TWFE），分别见式（2）和式（3）：IGitabEitcXitiit（2）IGitabEitcXittiit（3）其中，IGit表示城乡居民收入差距，用泰尔指数测量；Eit表示 i 省份在 t 年的中等职业教育学生规模和资源投入指标（中等职业教育招生占比、在校生占比、生师比、本科及以上学历教师占比、高级职称教师占比、生均教学仪器设备值对数、生均一般公共预算支出对数）；Xit表示控制变量（人均GDP对数、城镇化率及其二次方、二产结构、三产结构、贸易开放程度）；i表示各省份不随时间改变的个体效应；it为随机扰动项，满足独立同分布。式（3）在式（1）的基础上加入t，表示不因个固定效应模型F检验表明，F值显著异于0，即应该允许每个省份有自己的截距项，固定效应模型优于混合模型（pooled regression）；随机效应模型LM检验表明，模型中应当含有反映省份特性的随机扰动项，即随机效应模型优于混合模型；豪斯曼检验表明，固定效应模型比随机效应模型更有效率。此外，固定效应模型可能会遗漏随时间而变的遗漏变量，故加入时间固定效应。129体而改变的时间固定效应；a为截距项，b和c为解释变量和控制变量对应的待估计参数。为避免各解释变量可能存在多重共线性问题，在模型中分别检验了各项指标对城乡居民收入差距的影响。同时采用全样本和分区域样本考察总体影响和区域差异特征。为了确保论证结果更为稳健，本研究在分析方法上将固定效应模型和面板门槛回归相结合。（四）面板门槛模型设定根据假设6，为检验在不同规模下，中等职业教育资源投入是否对城乡居民收入差距的影响存在异质性特征。本文以中等职业教育在校生占比为门槛变量，分别以中等职业教育人力、物力、财力投入为门槛效应变量，构造面板门槛模型。门槛模型的优点在于能够从样本数据中搜索其门槛值，并通过门槛值划分出合理区间，最后通过对建立的模型进行回归检验，从而判断门槛回归模型下自变量对因变量的非线性影响。30固定效应门槛模型如式（4）所示：其中，Eit表示i省份在t年的资源投入；qit为门槛变量，在本文中为中等职业教育在校生占高中阶段在校生占比，为待估计的门槛值；it为随机扰动项，满足独立同分布。式（4）呈现的为单门槛回归模型，类似地可能存在多个门槛值，即在不同的门槛值取值范围变量城乡收入差距解释变量中介变量控制变量Theil中等职业教育规模（VN）VERVTR中等职业教育质量（VQ）STRTEDUTTILElnATAlnPEPSUEDUREDUlnGDPperURSGDPRTGDPRINT变量说明泰尔指数越大，表明城乡居民收入差距越大；指数越小，表明城乡居民收入差距越小。中等职业教育招生占比，中等职业教育招生数占高中阶段招生总数比重。L3.VER表示滞后三年招生占比。中等职业教育在校生占比。中等职业教育在校生数占高中阶段在校生总数比重。L1.VTR表示滞后一年在校生占比。生师比。中等职业教育在校生数与专任教师数比值。L1.STR表示滞后一年生师比。本科及以上学历专任教师占比。本科及以上学历专任教师占专任教师总数比重。L1.TEDU表示滞后一年本科及以上学历专任教师占比。高级职称专任教师占比。正高级和副高级职称专任教师占专任教师总数比重。L1.TTILE表示滞后一年高级职称专任教师占比。生均教学仪器设备值。中等职业教育教学、实习仪器设备资产值（含学校产权与非学校产权中独立使用）与在校生数的比值。取对数。L1.lnATA表示滞后一年生均教学仪器设备值的对数值。中等职业教育生均一般公共预算教育支出（单位：元）。取对数。L1.lnPEPS表示滞后一年生均一般公共预算教育支出的对数值。城镇居民平均受教育年限。使用城市和镇区学历人口数估算，“未上过学”计为0，“小学”计为6，“初中”计为9，“高中”计为12，“大专及以上”计为16，平均受教育年限=0*未上过学人口占6岁及以人口比重+6*小学学历人口占6岁及以人口比重+9*初中学历人口占6岁及以人口比重+12*高中学历人口占6岁及以人口比重+16*大专及以上学历人口占6岁及以人口比重。L1.UEDU表示滞后一年城镇居民平均受教育年限。乡村居民平均受教育年限。使用乡村学历人口数估算，计算方法同上。L1.REDU表示滞后一年乡村居民平均受教育年限。人均国内生产总值。取对数。城镇化率。年末城镇常住人口比重。第二产业增加值占地区生产总值比重。第三产业增加值占地区生产总值比重。贸易开放程度。地区进出口贸易额（按收发货人所在地分）占地区生产总值比重。表1变量说明IGita1EitdXitiit，qitIGita2EitdXitiit，qit（4）130内，估计系数。四、实证分析结果基于固定效应模型估计结果，本研究分析中等职业教育规模和质量对城乡居民收入差距影响的作用机制，并且比较中等职业教育发展对城乡居民收入差异影响效果的区域特征，考察在不同发展规模下中等职业教育质量投入对城乡居民收入差距的门槛效应。（一）基准计量分析表 3 第（1）列 FE、第（2）列 TWFE 模型估计结果表明，提高中等职业教育招生比例对缩小城乡居民收入差距有显著的促进作用（分别达到 1%和 5%的显著性水平），滞后三期的估计结果表明中等职业教育招生比例的影响是在学生毕业进入劳动力市场后产生的。第（3）列 FE 模型估计结果表明，提高中等职业教育在校生比例可显著缩小滞后一期的城乡居民收入差距（达到 5%的显著性水平），而加入时间固定效应后这一影响效应不再显著，见第（4）列。综上，研究假设H1基本得以验证。从 控 制 变 量 估 计 参 数 看，FE 模 型 和TWFE 模型的回归结果均显示，城镇化率的回归系数为正（达到1%的显著性水平上），城镇化率平方项的回归系数为负（分别达到1%和 5%的显著性水平），即城镇化率对城乡居民收入差距的影响呈现先上升后下降的“倒U”型规律。人均 GDP 对缩小城乡居民收入差距有显著的促进作用，在 FE 模型和 TWFE模型中分别达 1%和 5%显著性水平，表明经济发展水平有利于提高农村居民收入，这与近年来很多地区乡村居民可支配收入增速高于城镇居民的实际情况相符。贸易开放程度变量TheilVERVTRSTRTEDUTTITLElnATAlnPEEPSUEDUREDUlnGDPperURSGDPRTGDPRINT样本量420420420420420420420390420420420420420420420均值0.1310.3900.37322.8970.8660.2388.3169.07210.0507.67310.5540.5640.4470.4500.288标准差0.0590.0670.0587.1280.0720.0620.7450.6340.7310.6350.5820.1350.0880.0990.340最小值0.0160.1970.2178.0440.6000.1225.7297.4038.2535.7168.8410.2820.1580.2860.008最大值0.2900.5850.52041.7610.9840.43211.19311.10513.1779.80112.0010.8960.6150.8391.799表2主要变量的描述性统计生师比均值为22.897，远高于 中等职业学校设置标准 规定的201的标准。这主要是由于表格中均值为各省生师比的简单平均，没有考虑各省学生和教师数量，造成了与基于全国学生数和教师数量计算的生师比之间的差异。表3中等职业教育规模对城乡居民收入差距影响估计结果L3.VERL1.VTRURsquURlnGDPperSGDPRTGDPRINT常数项时间固定效应组内R2N模型1FE（1）-0.067*（0.013）0.593*（0.088）-0.623*（0.163）-0.080*（0.013）0.067（0.090）0.026（0.097）-0.078*（0.016）0.992*（0.127）0.689330TWFE（2）-0.047*（0.018）0.673*（0.118）-0.456*（0.165）-0.044*（0.013）-0.119（0.087）-0.075（0.097）-0.085*（0.022）0.754*（0.116）YES0.754330模型2FE（3）-0.080*（0.026）0.505*（0.100）-0.474*（0.147）-0.085*（0.014）0.094（0.122）0.117（0.133）-0.058*（0.015）0.987*（0.147）0.544390TWFE（4）-0.017（0.035）0.459*（0.123）-0.402*（0.142）-0.045*（0.015）-0.038（0.115）-0.006（0.119）-0.055*（0.019）0.676*（0.118）YES0.612420注：括号内为稳健标准误；*表示10%显著性水平，*表示5%显著性水平，*表示1%显著性水平。下同。131对缩小城乡居民收入差距有显著的促进作用，在多数模型中达1%显著性水平。产业结构并未表现出稳健的显著影响。表 4 第（1）列 FE 估计结果表明，提高教师中本科及以上学历教师占比、高级职称教师占比能显著缩小城乡居民收入差距（达到1%显著性水平），即提高中等职业教育教师质量投入，有利于缩小城乡居民收入差距。第（2）列TWFE估计结果表明，加入时间固定效应后，高级职称教师占比的作用仍然显著。综上，研究假设H4a得以部分验证。表4第（3）列、第（4）列估计结果表明，中等职业教育物力投入对缩减城乡居民收入差距的影响不显著，本文研究假设 H4b 没有得到验证。表 4 第（5）列 FE 估计结果表明，中等职业教育生均一般公共预算教育支出能显著缩减城乡居民收入差距（达到5%显著性水平）；但第（6）列TWFE估计结果表明，加入时间固定效应后，财力投入的影响不显著。综上，研究假设H4c成立，即提高中等职业教育生均预算支出可以缩小城乡居民收入差距，但在控制时间效应后这一影响不显著。表4中等职业教育投入对城乡居民收入差距影响估计结果L1.STRL1.TEDUL1.TTITLEL1.lnATAL1.lnPEPS控制变量时间固定效应常数项组内R2N模型3FE（1）-0.0005（0.0004）-0.147*（0.046）-0.132*（0.045）YES0.970*（0.120）0.59390TWFE（2）0.0001（0.0005）-0.082（0.067）-0.121*（0.041）YESYES0.736*（0.119）0.665390模型4FE（3）0.002（0.005）YES0.975*（0.135）0.528390TWFE（4）0.001（0.005）YESYES0.660*（0.109）0.64390模型5FE（5）-0.014*（0.005）YES0.984*（0.136）0.546390TWFE（6）-0.004（0.005）YESYES0.695*（0.115）0.641390注：模型35中除了加入如模型1和模型2所示的控制变量外，还加入了VTR作为控制变量。从表 4 中模型 3、4、5 的组内 R2可知，中等职业教育人力和经费投入指标对城乡收入差距的影响力（解释力）要高于物质设备资源。从中等职业学校的实际运行看，学校在达到基本办学标准（条件）之后，教师和生均经费投入成为提升中等职业教育质量的关键要素。这可能还存在另外一种情况，由于经济发展和产业结构调整快等多种原因，中等职业学校的教学仪器设备很容易出现老旧等情况，很难适应市场经济的需要，进而对中等职业教育质量的影响减弱。当然，也可能存在其他未知原因。（二）中等职业教育发展的影响机制分析随着现代职业教育体系的不断完善，越来越多的农村生源可以接受更高层次的职业教育，促进人力资本积累。农村劳动力受教育年限的增加对于提高农村居民收入、缩小城乡居民收入差距具有积极作用。为了检验这一传导机制，本文采用逐步回归三步法，检验中等职业教育在校生占比（职业教育发展）对城镇居民平均受教育年限和乡村居民平均受教育年限的提升及进一步缩减城乡居民收入差距的影响。由表 5 可知，中等职业教育在校生占比对农村居民平均受教育年限有显著的正向影响，对城镇居民平均受教育年限的正向影响不显著。分别计算城镇和乡村居民平均受教育年限的中介作用可知，城镇居民、乡村居民平均受教育年限的间接效应占比分别为 1.25%和 13.96%，乡村显著高于城镇。以上结果验证了本文的理论解释，研究 132假设H3得以验证，即提高中等职业教育在校生比例，可以提升乡村居民平均受教育年限，促进其人力资本积累，进而缩小城乡居民收入差距。（三）地区差异分析在比较区域影响差异特征时，本文分析固定效应模型（FE）。表6中模型6、模型7结果显示，中等职业招生比例和在校生比例显著负向影响东部和西部地区城乡居民收入差距，这表明提高中等职业教育学生比例对于东部和西部地区省份缩小城乡居民收入差距的影响更为明显。本文研究结果与其他学者的分析结果一致。31东部地区中等职业教育规模的显著作用可能与区域产业结构相关。本文采用产业人才结构偏离度指标，分别计算了“十三五”期间东、中、西部地区产业结构与全国中等职业教育学科分布的匹配度，发现东部地区总体及三大产业人才结构偏离程度均低于中部和西部地区，中西部地区第一产业增加值比重相对较高、第三产业增加值比重相对较低，而我国中等职业教育学科分布以第三产业为主（在校生占比超过75%）。由此可知，东部地区产业结构相对优化，与中等职业教育在校生的学科分布较为契合，对接受过一定知识技能教育劳动者的吸引和吸纳能力强，尤其是较为发达的第三产业为大批中等职业教育毕业生提供了相对充足的就业岗位；与此相反，中西部地区第三L1.VTRL1.UEDUL1.REDU控制变量个体固定效应间接效应间接效应占比UEDU（1）L1.UEDU0.111（0.783）YESYES-0.001（0.0050.111）1.25%（-0.001）/（-0.080）（2）IG-0.080*（0.026）-0.005（0.004）YESYESREDU（3）L1.REDU1.241*（0.417）YESYES-0.011（-0.0091.241）13.96%（-0.011）/（-0.080）（4）IG-0.070*（0.029）-0.009*（0.005）YESYES表5基于逐步回归法的间接效应分析本文东、中、西部是在“七五”计划中“三大经济带”、“西部大开发”战略以及相关学者划分标准的综合判定下划分的。其中，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。产业人才结构偏离度=产业产值构成比重/中等职业教育学科分布比重1。总体人才结构偏离度=|第一产业偏离度|第二产业偏离度|第三产业偏离度|。其中，将中等职业教育的学科按照三大产业划分，第一产业包括农林牧渔类，第二产业包括资源环境、能源与新能源、土木水利等6类，第三产业包括交通运输、信息技术、医药卫生等12类。计算结果表明，“十三五”期间，东部地区总体、第一、第二、第三产业人才结构偏离度均值分别为0.17、1.40、0.29、1.85，中部地区分别为0.64、1.51、0.38、2.53，西部地区分别为0.83、1.39、0.37、2.59。模型6模型7模型8模型9模型10L3.VERL1.VTRL1.STRL1.TEDUL1.TTITLEL1.lnATAL1.lnPEPS东部-0.076*（0.018）-0.140*（0.024）-0.0002（0.0004）-0.160*（0.049）0.104（0.058）-0.000（0.002）0.005（0.007）中部-0.022（0.033）-0.038（0.065）0.001*（0.0004）-0.168*（0.056）0.010（0.038）-0.022*（0.005）-0.022*（0.005）西部-0.086*（0.029）-0.091*（0.033）-0.001（0.001）-0.073（0.063）-0.162*（0.077）0.007（0.009）-0.021*（0.006）表6中等职业教育投入对城乡居民收入差距影响的分区域估计结果注：控制变量同模型15。133产业增加值比重相对较低，与中等职业教育学科分布情况不相适应。西部地区多为经济欠发达地区，城镇和乡村人口的平均受教育年限均明显低于东部和中部地区，因而扩大中等职业教育招生比例为广大适龄人口提供了接受更高层次教育的机会，对于提升欠发达地区人口受教育水平和就业技能的作用更为明显。综上，本文研究假设H2得以验证。表6中模型8结果显示，对于东部地区省份，中等职业学校中本科及以上学历教师比例负向影响城乡居民收入差距（达5%显著性水平）；对于中部地区省份，中等职业学校生师比正向影响城乡居民收入差距（达5%显著性水平），本科及以上学历教师占比负向影响城乡居民收入差距（达5%显著性水平）；对于西部地区省份，高级职称教师比例负向影响城乡居民收入差距（达10%显著性水平）。由此，总体上提高中等职业教师数量和质量均可有效缩减中部地区城乡居民收入差距，提高教师本科及以上学历占比可以有效缩减东部地区城乡居民收入差距，提高教师高级职称比例可以有效缩减西部地区城乡居民收入差距，本文研究假设 H5a 得以验证。模型 9结果显示，中等职业教育生均教学仪器设备值的回归系数在中部地区显著为负，达到1%的显著性水平。由此可见，提高物力投入可以有效缩小中部地区城乡居民收入差距，本文研究假设 H5b 得以验证。模型 10 结果显示，生均一般公共预算教育支出的回归系数在中部和西部地区显著为负，达到1%显著性水平。由此可见，提高中等职业学校生均预算支出可有效缩减中西部地区城乡居民收入差距，研究假设H5c得以验证。上述区域间的差异性特征可能与中等职业教育发展水平紧密相关。在不同发展阶段和水平下，投入要素对教育质量的边际效应存在差异。在生师比配置方面，总体呈下降趋势，但有些地区尤其是西部省份生师比仍大于20。从本科及以上学历教师占比和高级职称教师占比看，东、中、西地区均总体呈逐年上升趋势，但相对而言，东部地区本科及以上学历教师占比明显高于中部和西部地区，西部地区高级职称教师占比明显低于东部和中部地区。从生均教学仪器设备值看，东、中、西部地区呈逐年上升趋势，但东部地区自2012 年后快速增长，增速远高于中西部地区。（见图2）从中等职业学校的生均预算支出看，东中西部地区生均呈逐年上升趋势，其中，东部地区的生均预算支出明显高于中西部地区。（见图3）综合来看，东部地区的师资力量强大、财政投入水平较高，继续提升财政投入的边际效用较低，这可能是东部地区生均预算支出影响系数不显著的原因。随着东部地区开图2 20072020年分区域中等职业教育人力和物力投入变化情况图3 分区域中等