赋能与共享：发展职业教育对推进共同富裕的作用机制研究.pdf

基金项目:国家社会科学基金重大项目“实现共同富裕的主要制度安排和推进路径”(18VBN015)、中国社会科学院青年中心社会调研项目“促进共同富裕的政府间财政支出责任研究”(2022QNZX008)、中国职业技术教育学会“增加人力资本投入与提高职业教育贡献率研究”(SZ21D004)阶段性成果。作者简介:龚浩,男,中国社会科学院当代中国研究所副研究员,从事财政经济研究;孙天翊,男,中央财经大学财政税务学院博士研究生,从事财政经济研究;高珂,男,山东省人民政府发展研究中心研究员,从事教育经济学研究。赋能与共享:发展职业教育对推进共同富裕的作用机制研究龚 浩1,孙天翊2,高 珂3(1.中国社会科学院 当代中国研究所,北京 100009;2.中央财经大学 财政税务学院,北京 100081;3.山东省人民政府发展研究中心,济南 250011)摘 要:共同富裕是中国特色社会主义新时代发展的必然要求,职业教育则为推进共同富裕提供了人才和技能支撑。从理论层面分析发展职业教育对推进共同富裕的影响机制,构建多层次共同富裕指标评价体系,并基于 2010-2019 年省级面板数据进行实证分析。结果显示,发展职业教育可通过人力资本、产业结构以及乡村振兴等中介机制赋能经济增长,并有助于实现经济发展成果的共享,有效推进共同富裕,这一结果经过一系列检验是稳健的。同时,东部与中西部地区的中介机制作用存在明显差异。研究结果对于通过发展职业教育推进共同富裕具有理论和现实意义。关键词:职业教育;共同富裕;产业结构;乡村振兴;人力资本中图分类号:F08;G40-054文献标识码:A文章编号:1003-4870(2023)04-0013-11一、问题的提出共同富裕是社会主义的本质要求,是中国式现代化的重要特征。中共十九届六中全会审议通过的 中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议 指出,中国特色社会主义新时代是“逐步实现全体人民共同富裕的时代”。进入新时代,中国就推进共同富裕这一重要主题进行了许多新探索(姜辉,2021;莫炳坤、李资源,2017;范从来,2017)1-3。2021 年,中央决定在浙江进行共同富裕示范区建设,并围绕经济高质量发展、公共服务均等化、区域城乡收入差距等多方面提出综合性科学指标要求4,这标志着共同富裕建设进入新的实践阶段。实现共同富裕需要国家从财政、经济、文化、教育、生态等多方面进行综合投入,并在区域协同、城乡融合、收入差距调节等多方面统筹推进(韩文龙、祝顺莲,2018)5。其中,教育在促进经济增长和缓解收入不平等方面具有显著的积极作用(Barro R J、Lee J W,1993;Acemoglu D、Angrist J D,2000;Moretti E,2004)6-8。职业教育与经济社会发展密切相关,已有研究认为发展职业教育对促进经济增长具有积极作用(王磊,2011;祁占勇、王志远,2020)9-10,能够有效提升居民收入、城镇化水平(周亚虹、许玲丽、夏正青,2010;阚大学、吕连菊,2014)11-12。同时,有研究也认为发展职业教育有助于促进社会公平、缓解城乡差距、推动公共服务均等化(朱爱国、李宁,2016;许世建、饶玉婕,2012)13-14。调查显示,发展职业教育将提升农村劳动力质量,有效缓解城乡收入差距(田盈、向栩、潘晓琳,2020)15。立足新发展阶段,中国扎实推动共同富裕,既要抓住经济高质量发展这一根本,同时还要保证全体人民共享发展成31果。已有研究阐明了发展职业教育在促进经济发展和促进社会公平两方面都有积极作用,但对如何促进经济增长和如何促进社会公平的机制分析还有待深化。同时,考虑到中国区域差异性较大,研究还需要针对不同区域进行针对性分析。本文首先从理论上分析了职业教育影响共同富裕的机制,并利用 2010 年至 2019 年全国省级面板数据构建出共同富裕的综合指标体系,解读职业教育通过人力资本、产业结构以及乡村振兴等中介效应赋能经济增长和实现成果共享的机制,并在此基础上进行区域差异分析,这些构成了本文在现有文献基础上的创新。二、职业教育影响共同富裕的理论机制探讨教育是提升地区人力资本、居民收入以及促进就业的重要因素(Robert E.Lucas,1988;Gary S.Becker、Nigel Tomes,1979;杨建芳、龚六堂、张庆华,2006)16-18,职业教育注重培养技能型人才和与对口企业人才需求的对接,能有效弥补相关产业的劳动力缺口。同时,中国的职业教育体系广泛参与扶贫事业,对农村地区产生了显著的积极影响(王嘉毅、封清云,2016;周济,2004)19-20。基于上述考虑,本文将职业教育对于共同富裕的影响机制归纳为以下几点。(一)提升地区人力资本的规模与质量职业教育在培养劳动者的职业技能、综合能力与价值观等方面具有不可忽略的现实作用,因而在宏观上能显著促进地区人力资本的积累。(梁晨、廖园园、方绪军,2023)21。近年来,中国提出要在继续扩大职业教育规模的同时提升职业教育的层次、结构(中国职业技术教育学会课题组,2016)22。职业教育规模的扩大同时也意味着地区人力资本的规模能够借助职业教育培养体系有所提升;另一方面,丰富职业教育的层次、结构需要优化职业教育体系的现有体系、改革评价模式以及实现职业教育与学历教育体系互相对接(唐以志,2019)23。改革现有职业教育体系的努力则会体现为人力资本质量的提高,人力资本则是链接教育与经济发展、社会公平的关键环节,并通过“共享”与“富裕”等途径对地区共同富裕建设产生促进作用(温涛,向栩,2023)24。(二)促进产业结构合理化优化资源配置,促进产业结构合理化是中国职业教育体系建设的重要目的之一。2014 年,国务院印发 关于加快发展现代职业教育的决定,提出同步规划职业教育与经济社会发展,协调推进人力资源开发与技术进步,推动教育教学改革与产业转型升级衔接配套。2019 年,国务院关于印发国家职业教育改革实施方案的通知 进一步明确了中国职业教育的发展导向是促进就业和适应产业发展需求,并且鼓励和支持社会各界特别是企业积极支持职业教育。由此可见,职业教育培养体系很大程度上服务于为地区相关产业提供与需求相配套的就业人才。现有案例研究表明,职业教育体系的发展有利于改善人才短缺、生产低效等企业生产经营中的关键问题,而且通过校企合作机制能显著促进地区产业协同发展25。职业教育发展有助于实现产业结构与就业结构的动态耦合,对于新兴产业的培育亦存在积极影响,进而可以使得地区产业结构合理化程度的总体提高。产业结构优化不仅推动着经济转型升级和可持续发展,也能够弥合地区、城乡之间的收入差距,提升社会总体福利水平,推动发展成果的共建共享。(三)振兴乡村经济发展职业教育对推动乡村经济发展主要通过三个路径展开:其一,通过职业教育体系形成教育精准扶贫的有效路径,将直接有助于新农村建设(朱成晨、闫广芬、朱德全,2019)26;其二,通过产教融合与校企合作,实现农村人才培养、乡村产业发展与地区有关行业企业的供需对接;其三,通过职业教育改善农民工职业素质,提升农民工工资待遇水平(刘万霞,2013)27。综上所述,职业教育将显著提升农村个人和家庭的基本收入水平,推进农村的扶贫事业发展。农村居民收入的整体改善则可以显著推动地区的共同富裕建设进程。此外,职业教育发展也有可能通过其他方面产生异质性作用。考虑到研究的简洁性,本文不在实证研究中对其进行详细的讨论,但是为保证研究的可靠性,我们将其作为潜在的影响因素予以控制。另外,考虑到中国区域发展的不平衡性,共同富裕的建设以及职业教育的发展水平都会受到自然禀赋、科技创新能力等诸多因素的影响,这也使得影响机制可能在不同的区域内呈现出不同的特征。三、研究设计(一)构建共同富裕发展指数学界对共同富裕的内在涵义与实现路径进行了深入讨论(邱海平,2016;程恩富、刘伟,202;覃成林、杨霞,2017)28-30,共同富裕的实现需要推动居民、企业与区域经济等层面的协同增长,并在经济发展过程中解决不平衡问题,通过“先富带动后富”等共享机制来实现。亦因如此,评估一个地区的共同富裕发展需要兼顾效41率与公平,但是二者之间并不存在互相替代的关系。本文参考已有研究成果从经济发展和成果共享两个角度,构建科学合理的共同富裕指标体系(万海远、陈基平,2021)31。在具体的指标选取上,本文参考了刘培林等人32的研究。依据前人的研究成果,地区经济发展程度的评价取决于地区的富裕程度和生产力水平,因此我们将地区的收入、基础设施建设、教育医疗等社会保障系统发展水平作为主要测度指标。地区的成果共享程度的评估指标主要来自地区收入、公共服务的不平等程度、城乡和区域间的发展差距。具体的指标体系如表 1所示。表 1共同富裕测度综合指标体系体系类型维度具体指标变量说明与测算公式经济发展地区国内生产总值单位为亿元社会消费品零售总额单位为亿元经济发展指标体系人均公路里程公路里程(万公里)/年末常住人口(万人)民生与物质财富积累人均医疗卫生机构数医疗卫生机构数(个)/年末常住人口(万人)地区高等学校本科招生数单位为万人城镇就业人员平均年工资单位为万元基础保障能力地方财政社会保障和就业支出单位为亿元劳动力负担结构劳动力负担=1-总抚养比城乡收入差距城乡收入差距=农村人均可支配收入-城镇人均可支配收入,单位:元/年成果共享指标体系城乡差距城乡社会保障差距城乡社会保障差距=(农村最低生活保障人数占比-城镇最低生活保障人数占比)*100地区收入差距地区居民人均可支配收入水平地区人均可支配收入/全国平均人均可支配收入水平城乡居民社会养老保险参保情况地区参保人数/全国平均参保人数地区公共服务差距地方财政一般公共服务支出水平地区财政一般公共服务支出/全国平均一般公共服务支出普通高中招生情况地区普通高中招生人数/全国平均招生人数 注:原始数据均来自国家统计局官方网站、中国教育经费统计年鉴 等。部分指标为参照测算公式计算得到。(二)模型设定与变量选取本文考察职业教育对于共同富裕的影响,将地区的共同富裕发展水平作为被解释变量,将职业教育规模作为核心解释变量,同时对可能的影响变量进行控制。基准回归的模型设定为:cwiit=0+1v_eduit+2Xit+1it(1)其中,i代表地区,t代表年份,cwi表示地区的共同富裕发展水平,本文采用经济发展指数与成果共享指数两个指标进行测度。v_edu表示地区职业教育规模,本文用职业教育经费投入指标进行衡量。X代表一系列控制变量,结合前人文献成果以及本文的理论分析,在此选取的控制变量是:地区教育质量与政府支持,本文采用地区的人均国家财政性教育经费进行控制;地区经济特征,本文采用国有控股工业企业数衡量;价格水平,由于职业教育既与当地经济发展相关又能够影响地区产业发展,因此本文同时采用居民消费价格指数(CPI)与工业生产者出厂价格指数(PPI)予以控制。另外,根据上文的理论机制分析,本文认为职业教育主要会通过人力资本、产业结构以及乡村经济等渠道影响地区的共同富裕。为了有效识别这一系列机制的存在,本文借鉴 Dippel C、Ferrara A、Heblich S(2020)、方紫意等(2023)学者采取的工具变量中介效应识别方法33-34,构建模型(2)至模型(5):v_eduit=0+1IVit+2Xit+1it(2)Mit=0+1v_eduit+2Xit+2it(3)Mit=0+1v_eduit+2IVit+3Xit+3it(4)cwiit=0+1v_eduit+2Mit+3Xit+4it(5)其中,M表示中介变量,IV表示工具变量,其他变量的定义与前文一致。该模型的逐步回归分析分为四步:第一步,根据工具变量模型(2),拟合生成职业教育经费投入的估计值v_edu,v_edu是剔除了对中介变量M产生内生影响后的解释变量。第二步,基于模型(3)将中介变量和估计值v_edu进行回归,刻画排除内生性后职业教育经费投入对中介变量的影响。第三步,基于模型(4)拟合生成中介变量的估计值Mit,剔除中介变量对地区共同富裕发展水平的内生性影响。第四步,根据模型(5)将地区共同富裕发展水平cwi与中介变量51的估计值Mit和职业教育经费投入变量v_edu,刻画在排除了内生性影响后,职业教育经费投入的直接影响和通过中介机制的间接影响。本文选取的中介变量包括:人力资本质量。本文采用中国人力资本与劳动经济研究中心构建的中国地区人力资本指数作为地区人力资本质量的衡量指标。人力资本规模。本文认为职业教育通过改善就业市场的劳动力质量能够产生人力资本规模效应,因此采用地区人均受教育年限与地区城镇就业人员数的乘积作为人力资本规模的代理变量。产业结构合理化。职业教育的发展能够使得地区的产业结构更加合理,本文借鉴干春晖(2011)等人35的研究,利用三次产业的年增加值与就业数据构建泰尔指数以表征地区的产业结构合理化程度。乡村振兴。考虑到职业教育与乡村振兴相关的理论机制总体上以提升收入作为渠道,本文采用地区农村居民可支配工资性收入作为衡量指标。(三)数据来源与描述性统计文章使用的数据是中国 31 个省(区、市)2010-2019 年的省级面板数据。原始数据来自国家统计局官方网站、中国人力资本与劳动经济研究中心官方网站、中国统计年鉴 中国教育经费统计年鉴 中国农村统计年鉴 中国劳动统计年鉴 等,个别缺失数据由插值法计算得到;工具变量明清进士登科人数数据来自浙江大学 历代进士登科数据库。表 2 为相关数据的描述性统计量,可以看出,本文构建的两组共同富裕指数均值均未偏离零值,且具有较大的变动范围。核心解释变量以及中介变量也都有较大的变异性,符合计量分析的要求。四、实证分析(一)基准回归本文进行计量回归的核心被解释变量为地区经济发展指数与成果共享指数,代表了从高质量发展和社会发展成果分享两个角度对各个地区共同富裕建设水平的综合评估。有关该指数的具体构建方式以及数据可靠性,可参见相关已发表论文:李海峥,贾娜,张晓蓓,等.中国人力资本的区域分布及发展动态J.经济研究,2013,48(7):49-62.以及 NBER 工作论文:LI H,FRAUMENI B M,LIU Z,et al.Human Capital In ChinaJ.NBER WorkingPapers,2009(2):212-234.具体的计算公式为:TI=3i=1(YiY)ln(YiLi/YL),TI表示泰尔指数(Theil Index),Y表示产值,L表示就业,i表示产业。由定义可知,YiY代表产业结构,(Yi/Li)/(Y/L)代表产业产值与就业规模的偏离度。泰尔指数越高,代表地区的产业发展越偏离合理结构。表 2变量的相关说明与描述性统计(N=310)变量类型变量名符号单位均值标准差国内生产总值gdp亿元24 084.85020 640.140高等学校本科招生h_edu万人12.8967.348被解释变量财政社会保障和就业支出ss_fe亿元644.375386.028城乡社会保障差距ss_gap-5.1841.036经济发展指数cwi_d-0.0041.829成果共享指数cwi_s-0.0001.826解释变量职业教育经费投入v_edu亿元110.01082.104高等专科学校招生数v_num万人11.9858.976国家财政教育经费edu_fi千元/人2.1561.036控制变量国有控股工业企业数soe个616.216287.356消费者价格指数cpi-102.5111.171生产者价格指数ppi-100.1935.093工具变量明清进士登科人数keju人1614.8711702.941人力资本质量h_capital-3.7421.705中介变量人力资本规模h_scale-50.83338.200产业结构ind_str-0.2150.143乡村振兴v_wage万元4.9494.000 我们利用两组共同富裕指数作为被解释变量讨论发展职业教育对于推进地区共同富裕的作用。在表 361第(1)列中,我们考察了职业教育对于地区经济发展指数的直接影响,职业教育经费投入的估计系数为正并且在 1%水平下显著;类似地,以地区成果共享指数作为被解释变量的回归结果依然显著并且为正,表明职业教育投入的提高不仅有利于地区经济的总体发展,也有助于实现区域内的发展成果共享,进而可以对地区的共同富裕建设实现统筹推进。表 3职业教育对共同富裕的影响(1)(2)经济发展指数成果共享指数v_edu0.018*(20.73)0.009*(6.50)edu_fi-0.529*(-5.60)-0.843*(-4.48)soe0.000(1.04)0.001*(1.69)cpi-0.081(-0.65)0.000(0.00)ppi-0.009(-0.60)0.032(1.51)省份固定效应YESYES年份固定效应YESYESN310310R20.8790.686 注:*、*、*分别代表在 10%、5%、1%水平下显著,下表同;各解释变量数值中括号内为 t 值,表 4、表 5 同。(二)稳健性检验上文的基础回归的结果表明,职业教育发展对于共同富裕产生了显著的积极作用。为了确保结果的准确可靠,本文继续进行稳健性检验。首先,我们将核心解释变量的指标从职业教育经费投入替换成地区高等专科学校招生数,从人员规模的层面衡量地区职业教育的发展。表 4 第(1)、(3)列显示以地区高等专科学校招生数作为核心解释变量的回归结果仍然为正向,并且在 1%水平上显著。其次,我们对数据进行异常值处理。我国的职业教育发展具有区域不平衡不充分的特征,如果地区的职业教育规模非常小,那么其对于共同富裕的作用也会出现不确定性。表 4 第(2)、(4)列的结果剔除了职业教育经费投入不足一千万元的省份,回归结果依然显著。最后,我们在表 4 第(3)、(6)列以2012 年以后的样本进行回归。与表 3 的回归结果相比较可知,在中国特色社会主义走进新时代的历史背景下,各地区的职业教育投入在地区经济发展和成果共享层面上均对地区共同富裕产生了更为积极的影响。以上结果也进一步验证了上文结论的稳健性。(三)内生性讨论基础回归采用固定效应模型控制了年份与省份的潜在影响,但是仍然有存在遗漏变量问题的可能。考虑到教育发展与社会经济建设之间的双向因果特点,以及测量误差等其他内生性问题,本文尝试用工具变量法(IV)进行内生性问题的讨论。表 4稳健性检验经济发展指数成果共享指数(1)(2)(3)(4)(5)(6)v_num0.090*(7.11)0.170*(10.55)v_edu0.019*(23.77)0.019*(21.01)0.009*(6.41)0.009*(6.11)控制变量YESYESYESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYESYESYESN310301248310301248R20.7420.8830.8890.8480.6980.686 注:模型的相关检验报告了具体的 P 值。本文选取了各省份在明清时期的进士登科累积人数作为职业教育经费投入的工具变量。一个地区内明清时期进士登科人数越多,说明当地文化对于教育的推崇程度越高,以及本地教育投入的历史积累更为深厚,进而激励着个人、企业、政府等在教育上给予更高的投入。因此明清时期进士登科人数与当今该地区职业教育经费投入具有正相关性。现有研究亦证实,地区曾拥有的进士人数的多少会通过文化传承等渠道对当今该地区的人均教育年限产生显著的积极影响,也意味着当地教育投入的提高36。同时,各地区进士登科人数属于历史变量,故不受现今社会经济中其他因素影响,满足外生性假设。此外,现有研究亦指出进士人数对人力资本水平、企业创新活动及县以下的个人创业行为等会产生显著影响37-39,故对于本文的中介变量亦满足工具变量的假定。表 5 报告了工具变量法的回归结果。由于工具变量与每个模型中内生解释变量数量一致,故不存在过度识别问题。表 5 第(1)、(3)列结果显示,第一阶段回归结果强烈拒绝弱工具变量问题,而且工具变量与内生变量在 1%水平上显著正相关,符合上文的预期。表5 第(2)、(4)列的回归结果显示,职业教育投入对于地区经济发展指数和成果共享指数存在显著的积极影响。与表 3 结果相比,工具变量法有效缓解了内生性造成的估计偏误。五、机制分析(一)中介机制分析根据上文的理论机制分析,职业教育对共同富裕71的影响主要通过人力资本质量、规模,产业结构合理化以及乡村振兴效应发挥作用。本节将对以上中介机制是否成立进行逐个检验。中介变量的回归结果如表 6、7 所示。表 5工具变量回归经济发展指数成果共享指数(1)(2)(3)(4)v_educwi_dv_educwi_skeju0.012*(7.26)0.012*(7.26)v_edu0.023*(10.35)0.008*(2.48)控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYESN310310310310R20.7520.8680.7520.686F/Wald chi(2)55.461716.3955.46634.09 注:第一阶段回归报告了相应的 F 统计量;第二阶段回归报告了 Wald chi(2)统计量。表 6职业教育对地区经济发展指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应-1.696*(-19.08)0.004(1.59)-0.050*(11.59)-0.103*(-15.08)中介效应1.718*(5.92)0.019*(6.19)0.000*(5.83)0.125*(7.01)IV(v_edu)0.012*0.012*0.012*0.012*IV(M)0.000*0.000*-0.000*0.001*F Test(v_edu)55.4655.4655.4655.46F Test(M)43.29162.809.6725.99N310310310310控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYES 注:直接效应与中介效应数值中括号内为工具变量中介效应模型报告的 z 统计量,下表同。本文报告了工具变量回归一阶段中的回归系数、显著性以及 F 统计量,以下均相同。表 6 报告了以地区经济发展指数为被解释变量的中介效应模型回归结果。表 6 第(1)列的结果说明职业教育通过人力资本质量中介机制提升了地区的经济发展水平。国家统计局数据显示,从 2010 至 2020 年,我国中等职业院校数量从 13 862 所减少至 9896 所,同时高等专科学校数从 1246 所增加至 1468 所。这表明我国职业教育的发展正面临着转型升级的压力,对于引进高质量人才有着迫切的需求。2020 中国职业教育质量年度报告 显示,随着对职业教育的持续投入,职业教育有关院校生师比呈现明显改善趋势,师资队伍学历水平稳步提升;另一方面,职业教育的培养质量提升显著,2019 年全国全日制中职毕业生中 72.84%获得了职业资格证书40。未来随着数字经济与第四次工业革命的到来,职业教育将会具有更巨大的发展潜力通过改善地区的人力资本质量推动共同富裕。表 6 第(2)列结果显示职业教育通过提升人力资本规模从经济发展层面促进了共同富裕。本文所度量的人力资本规模主要与地区的平均受教育程度和就业市场规模相关。职业教育本身就是以就业为自身发展目标导向的教育类型。数据显示,近年职业教育在地区就业市场的表现优异,中职毕业生就业率连续 9 年保持在 95%以上,高职毕业生半年后就业率达到 90%41。另外,职业教育对于提升地区受教育年限的效用亦非常明显,而地区人均受教育年限提升能够为经济增长提供充足的升级转型动力(蔡昉、王美艳,2012)42。表 6 的第(3)第(4)列报告了产业结构与乡村振兴的中介机制检验结果。回归结果验证了两种机制的成立。我国的职业教育有效促进了产业劳动力需求与地区劳动力供给的相互匹配,优化了地区的资源配置。另外,职业教育通过吸纳农村人口参与职业技能培训以及参与教育精准扶贫事业,显著提升了农村居民收入水平,并且职业教育也能够一定程度上刺激农村的产业发展(张旭刚,2018)43。值得注意的是,与其他中介变量的回归结果对比,产业结构中介效应相对较小。产业结构的均衡化是一个相对长期的调整过程,不仅需要充沛的劳动力供给,也需要地区加快进行供给侧结构性改革,实现地区产业的转型发展。表 7 报告了以地区成果共享指数作为被解释变量的中介效应检验结果。表 7 第(1)列显示职业教育通过提升人力资本质量有效地促进了地区的发展成果共享。从全国层面上看,职业教育的发展升级与中国教育体系的全面改革相伴而行。国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010-2020 年)提出通过加大政府投入、逐步推进中等职业教育免费制度、革新职业教育人才培养模式以及加强“双师型”教师队伍和实训基地建设等措施全面提升职业教育的办学质量,将职业教育融入包括普通教育、继续教育在内的终身教育体系。林克松(2012)44的研究显示,职业教育的发展升级将会81显著提升地区的人力资本存量与人力资源质量,进而促进区域之间的人力资本要素流动,实现区域之间的经济收敛与缩小城乡收入差距。表 7职业教育对地区成果共享指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应-0.900*(-6.24)-0.002(-0.43)-0.030*(-4.29)-0.058*(-5.24)中介效应0.908*(4.42)0.010*(4.53)0.038*(4.60)0.066*(4.83)IV(v_edu)0.012*0.012*0.012*0.012*IV(M)0.000*0.000*-0.000*0.001*F Test(v_edu)55.4655.4655.4655.46F Test(M)43.29162.809.6725.99N310310310310控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYES 表 7 第(2)列显示,职业教育通过促进人力资本的规模提升对于地区发展共享指数产生了正向的中介作用。与表 7 第(1)列结果相比较,通过人力资本规模产生的积极作用明显偏小。就本文所讨论的人力资本规模而言,直接的影响渠道是地区的人均受教育年限与就业规模。考虑到人均受教育年限的提升是一个相对缓慢的过程,在样本考察期内职业教育对地区人力资本规模的扩张作用可能主要作用于个体的收入提升,尚未对缩小收入差距等社会公平因素产生足够的正向作用。另外,我国存在大规模劳动力人口迁移现象,因此人力资本规模的中介效应可能会存在区域差异。中西部地区作为劳动力的输出地,可能会更为明显地享受到职业教育发展与人力资本规模提升的成果。表 7 第(3)列显示产业结构的合理化促进了地区发展成果的共享。考虑到职业教育的培养特点是以就业为导向,通过校企合作针对性地培养适应生产、服务和管理的专门人才,由此产生的就业促进效应更有助于缩小收入差距和减轻地区的社会保障压力。另外,郭凯明的研究显示,基于技术进步的产业结构偏离一定程度上有助于缩小劳动者的收入差距,进而促进共同富裕45。这也符合本文理论机制的分析结果,即职业教育能够促进新兴产业培育和专业性人才供给,从而通过产业结构的革新优化促进地区的共同富裕。表 7 第(4)列显示,乡村振兴中介变量对地区成果共享指数的回归系数在 1%水平上显著为正。本文认为,基于乡村振兴的职业教育影响机制主要通过收入提升的方式实现,因此回归结果基本上符合理论分析。另外,考虑到区域差异的影响,职业教育在东部地区与中西部地区的乡村振兴影响机制可能存在较大的异质性,并因此导致在全国层面上并不显著。此外,值得注意的是,表 6、7 的结果显示在考虑中介机制的前提下,职业教育投入对于地区的共同富裕产生了负向效应。尽管从总效应上看,中介机制产生的正向效应普遍更为强烈,但这并不符合本文的预期。这一结果出现的原因可能是从全国层面上,职业教育投入的增加可能对其他领域的投入存在一定的挤出效应。此外,由于本文采用省级层面数据,因此区域之间的不平衡特征也需要进行讨论以评估结论的有效性。(二)进一步讨论:影响机制的区域差异中国的社会发展具有一定的不平衡特征,这对于职业教育中介机制的有效性造成了一定影响。因此本文进一步分区域讨论职业教育与共同富裕的关系。表 8、9 展示了对东部地区的估计结果。表 8 的结果显示,在东部地区,职业教育主要通过产业结构合理化的中介机制正向促进地区的经济发展。表 8 第(1)、(2)列显示,职业教育投入增加通过人力资本质量对于地区经济发展的作用为负,而通过人力资本规模的中介机制不具有显著影响。这表明在东部地区,现有职业教育培养体系和当地的产业人才需求仍存在一定差距。当前时代新技术浪潮袭来,第四次工业革命初露端倪,东部地区需要加快建设成熟且高效率的职业教育体系,改变职业教育原有的技术逻辑,不以职业能力为目标进行技术知识与技能的教育,重视培养具有一定知识水平的高技能人才(朱成晨、闫广芬,2020)46。表 8 第(3)列显示,产业结构合理化机制在职业教育促进地区经济发展上发挥了显著的作用。可见尽管在东部地区,职业教育通过人力资本渠道的影响不尽如人意,但在提升就业和满足现有产业劳动力需求上表现良好。表 8 第(4)列显示乡村振兴机制在东部地区也同样显著为负,而职业教育本身的直接效应为正。东部地区的乡村经济发展水平相对较高,扶贫任务负担偏小;同时较高的城镇化水平也使得职业教育对于经济发展的促进主要作用于城市。此外,这也说明东部地区的职业教育需要进一步开发与农村经济的合作机制,进一步开展与农村的行业对接与校企合作。表 9 报告了东部地区职业教育对地区成果共享指91数的中介效应检验结果。可以看到与表 8 结果类似地,东部地区人力资本质量中介变量对地区成果共享指数的回归结果为负,人力资本规模的中介效应不具有显著性。根据前文的分析,职业教育的人力资本规模效应主要通过改善就业市场劳动力质量等方式起作用。东部地区的教育资源更为集聚,职业教育与普通教育的发展差距可能更加明显,因此一定程度上削弱了职业教育的人力资本作用。东部地区吸纳了大量的外来劳动力,因此本地劳动力接受职业教育培训后在就业市场上的提升作用会被竞争效应稀释。此外,即使外来的劳动力同样接受了本地的职业教育培训并且在总体上使得本地的人力资本规模得到了扩张,其收入往往会输送回劳动力的输出地,并且其习得的技术知识可能会在输出地进行扩散,从而使得地区的发展成果共享效应被劳动力输出地所享受。表 9 第(3)列显示产业结构合理化的中介效应依然显著且积极,说明职业教育促进了产业结构合理化,进而实现发展成果共享。具体来说,与表 8 的结论相一致,职业教育投入的增加有助于产业人才培养与顺利就业,从而自下而上地弥合收入差距,促进社会公平。表 9 第(4)列显示职业教育的乡村振兴中介效应对于地区成果共享指数产生了负向影响。刘彦随(2018)47的研究认为,近年来我国快速城镇化造成了乡村的生产要素非农化,人地分离日益严重,使得乡村的转型发展相对滞后,贫困化加剧。职业教育主要通过提升收入来实现乡村振兴效应,间接也对农民的农民工化以及乡村的空心化造成了影响,这一定程度上对于东部地区出现的负向中介效应提供了理论解释。表 8 东部地区职业教育对地区经济发展指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应0.053*(18.36)0.011*(4.40)-0.067*(-15.24)0.134*(23.51)中介效应-0.037*(-4.33)0.004(0.90)0.082*(2.15)-0.118*(-4.89)IV(v_edu)0.008*0.008*0.008*0.008*IV(M)0.000*-0.002*-0.000*0.001*F Test(v_edu)25.2225.2225.2225.22F Test(M)77.9772.072.2534.20N110110110110控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYES表 9 东部地区职业教育对地区成果共享指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应0.018*(2.79)-0.006(-1.11)-0.051*(-5.08)0.065*(5.01)中介效应-0.021*(-3.50)0.002(0.89)0.048*(2.02)-0.068*(-3.77)IV(v_edu)0.008*0.008*0.008*0.008*IV(M)0.000*-0.002*-0.000*0.001*F Test(v_edu)25.2225.2225.2225.22F Test(M)77.9772.072.2534.20N110110110110控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYES 表 10、11 报告了中西部地区的回归结果。表 10 显示,以地区经济发展指数作为被解释变量时,四种中介机制的回归系数均显著为正。值得注意的是,比较东部与中西部地区的回归结果,在经济发展层面中西部地区职业教育的直接效应回归系数为正,这表明中西部地区职业教育投入增加本身对于当地经济发展即存在综合性的带动效应。由于西部地区更为重视职业教育的人才引进与人才培养,因此在人力资本的质量与规模上,中西部地区的中介机制也更加强烈。表 10 第(3)列显示在中西部地区,职业教育显著地提升了地区产业结构的合理化程度,并对地区的经济发展起到了显著的促进作用;另外,表 10 第(4)列显示职业教育通过乡村振兴机制,对地区的经济发展与成果共享均产生了积极的影响。中西部地区的乡村更加需要职业教育推动扶贫创收,因此职业教育投入的增加在中西部地区的乡村能够产生更加明显的积极影响。此外,与东部地区相比较,职业教育在中西部地区的中介机制更为丰富,职业教育对经济发展的总效应亦更为强烈。这表明在经济发展层面,职业教育对中西部共同富裕的积极影响更为明显。表 11 报告了中西部地区职业教育对地区成果共享指数的中介效应检验结果。在中西部地区,职业教育通过人力资本、产业机构和乡村振兴等中介机制提升了地区的成果共享指数水平,且几种机制的提升作用相对差距不大。在中西部地区,职业教育在当地教育体系中的地位更为重要,衔接中学教育的职业教育对于平均受教育年限的提升作用更加显著。02表 10中西部地区职业教育对地区经济发展指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应0.011*(3.56)0.009*(2.61)0.014*(7.16)0.016*(9.31)中介效应0.013*(2.55)0.015*(2.47)0.003*(2.37)0.008*(2.34)IV(v_edu)0.008*0.008*0.008*0.008*IV(M)0.000*0.003*-0.000*0.000*F Test(v_edu)29.5929.5929.5929.59F Test(M)30.17125.378.2457.90N200200200200控制变量YESYESYESYES省份固定效应YESYESYESYES时间固定效应YESYESYESYES表 11中西部地区职业教育对地区成果共享指数的中介效应检验(1)(2)(3)(4)人力资本质量人力资本规模产业结构乡村振兴直接效应0.014*(4.00)0.010*(2.38)0.022*(10.33)0.027*(12.63)中介效应0.034*(3.85)0.038*(3.60)0.026*(3.31)0.021*(3.21)IV(v_edu)0.008*0.008*0.008*0.008*IV(M)0.000*0.003*-0.000*0.000*F Test(v_