省略_于1985_2011年的数据分析_董显辉.pdf

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1、职教论坛/2013.3职业教育层次结构与就业结构关系实证研究基于 1985-2011 年的数据分析董显辉摘要：为了探寻我国职业教育层次结构与就业结构之间的相互关系，应用格兰杰因果关系检验方法对职业教育各层次招生数变化和三次产业就业人数的变化的关系进行了检验，得出我国职业教育各层次招生人数增加能促进各次产业就业人数的增加,而三产就业结构并非是职业教育层次结构变化的原因,两者的关系具有单向性。关键词：职业教育；层次结构；就业结构；关系；实证作者简介：董显辉（1973-），男，江西玉山人，天津大学教育学院2010级博士生，研究方向为职业技术教育原理。中图分类号：G712文献标识码：A文章编号：100

2、17518（2013）03002904一、教育结构与就业结构关系的研究回顾我国正处于经济发展方式转变期，由于产业结构需要不断优化升级，就要求就业结构和就业人员素质不断提高，若没有接受过与其岗位相对应的职业专门教育，将很难胜任其职。职业教育在某种程度上就是就业教育，合理的职业教育结构可以促进产业结构从低级到高级不断升级，同时也推动就业结构的不断优化，但是这方面的研究大部分停留在理论层面，缺乏实证性的研究。国内学者针对我国教育结构变动与就业的关系已有很多实证研究，如赖得胜认为社会有什么样的就业结构需求,教育培养结构就应该有与之相对应,不断的调整发展,满足社会就业的需求；程纯等从经济结构中的物的结构

3、角度和人的结构看，认为高等教育与产业结构有着紧密的联系，就业结构是影响高等教育结构的重要因素1；陈厚丰等依据1998-2004年的数据对我国经济结构与高等教育结构的相关性进行分析，得出结论：高等教育的类型和层次结构应主动适应产业结构和就业结构，高等教育规模的扩展规划要以就业容量和就业岗位数量作为重要的依据2；文玉春用Granger因果关系检验方法,对我国1978-2007年高等教育结构指标与就业结构指标进行检验，得出我国就业结构是高等教育结构的原因，而高等教育结构不是就业结构的原因3；石丽、陈万明基于1998-2007年的数据运用主成分分析和灰色关联分析等方法对高等教育层次结构与就业结构关系的

4、实证研究结果表明：高等教育层次结构的变化影响就业结构的调整，尤其是对二、三产业就业影响较大；就业结构对高等教育层次结构中本科层次的影响大于研究生和专科生4。上述研究大部分是研究高等教育结构与就业结构的关系，而对我国以就业为主要目的的职业教育结构与就业结构之间的关系过少涉及。为了探讨职业教育结构与就业结构的关系，本文试图以职业教育层次结构为视角，利用格兰杰因果关系检验等定量分析方法，探寻我国职业教育层次结构与就业结构之间的相互关系。二、1985-2011职业教育层次结构与就业结构变化分析我国在改革开放后，地方经济发展的需要，开始发展专科层次高等职业教育培养应用型人才，因此，我国高等职业教育起步较

5、晚。专科层次高职教育经过30余年的发展，规模和质量都有了较大的提高，成为现阶段高等职业教育体系的主体。依据高职高专和专科教育培养目标的近似性，本文高职教育包含专科教育。职业教育层次包括中等职业教育（中专、职高、技校）和高职高专教育（专科教育）。由于高等职业教育数据有记录始于20世纪八十年代初期，因此本文选用中职、专科招生人数表示1985-2011年间的职业教育层次结构。就业结构主要是指劳动就业人口在三次产业中的分布，因此本文选用三次产业就业人数表示1985-2011年间的就业结构（见表1）。BAIJIALUNYUAN百家论苑29职教论坛/2013.3就业数据来源：1985-2008新中国60年

6、统计资料汇编，2009-2011年度人力资源和社会保障事业发展统计公报；教育数据来源：1985-2012的教育统计年鉴（一）1985-2011年职业教育层次结构变化图11985-2011年职业教育层次结构变化图从图1可见，我国职业教育各层次招生数量中，中等职业教育招生在1999-2001年降低，2001年逐渐上升，其中在2003-2008年上升幅度较大，2008年后趋向稳定并有下降趋势，而高职高专教育招生数在2007年下降后逐年上升。从1985-2011年职业教育层次结构总体变化趋势看，中职教育与高专教育招生比整体呈下降趋势，其中1999-2001年下降急速，2001年后升降幅度不大。1985

7、-2011年职业教育各层次招生人数和职业教育层次结构总体变化趋势均表明：在1999年比例失调，自2000年以来，我国职业教育各层次比例逐渐优化。产生这一现象的原因主要是政府对加强职业教育的发展政策的引导，如1999年的高专教育的扩招直接推动了职业教育层次结构的变化。（二）1985-2011年就业结构的变化图21985-2011年就业结构的变化图从图2可以看出：1985-2011年间，三次产业的就业比重变化较为平稳。自1990年后第一产业就业人口数量总体上是下降趋势，就业比重逐渐降低；在1994年左右第三产业就业人口数量超过第二产业；到2003年一产就业人口和比重大幅下降，二产、三产就业人口数量

8、和比重逐年上升；2011年后第三产业就业人数超过第一产业，成为就业人数最多的产业。产生上述现象的原因：一方面是产业结构优化，引起就业结构的相应调整；另一方面以政府为主导的加强职业教育的发展，1999年的高专教育的扩招直接推动了职业教育层次结构的变化，提高了就业人员知识层次，导致在2002年毕业生参与到二、三产业就业的人数增加。总体上看来我国一产就业人口还将继续下降，三产就业人口还会增多，而二产就业人数趋向稳定。三、1985-2011职业教育层次结构和就业结构关系的实证分析（一）模型的选择为了检验职业教育层次结构与三次产业就业结构是否存在某种因果关系，可以分别用格兰杰因年度19851986198

9、7198819891990199119921993199419951996199719981999200020012002200320042005200620072008200920102011一产人数（Y1）（万）二产人数（Y2）（万）三产人数（Y3）（万）中职招生数（X1）（万）高职招生数（X2）（万）31130103848359269.7630.1631254112168811252.7325.9931663117269395265.5628.4532249121529933283.0032.87332251197610129275.8329.66389141385611978286.2

10、029.17390981401512377311.6529.04386981435413098344.8740.42376791496414163401.7943.74366281531215514455.9649.02355291565416880494.1947.86348191620317927513.6646.09348401654718432520.7742.07351771659918860530.034305357681642119205473.2761.18360431621919823408.30104.58365131628420228399.94130.093687015

11、78021090473.55161.70365461607721809515.75199.64352691692023011566.20237.43339701808423771655.66268.09325611922524614747.82292.97314442062924917810.02283.82306542110925717812.11310.60297082168426603873.61313.39289932267327334868.14318.00265942254427282820326.00表11985-2011年职业教育结构与就业结构状况900800700600500

12、400300200100086889092949698000204060810 x2x140，00036，00032，00028，00024，00020，00016，00012，0008，0008688 909294 969800 02 04060810Y2Y1Y3百家论苑BAIJIALUNYUAN30职教论坛/2013.3果关系检验。由于格兰杰因果关系检验要求所用时间序列变量必须是平稳的。如果一个时间序列具有稳定的均值、方差和自协方差，则这个序列就是稳定的，否则就是非稳定的。如果序列不是平稳的，在使用计量模型进行统计推断时，关于参数的一些统计分量不再是标准分布，所作的回归是“伪回归”，各项统

13、计检验将毫无意义。在实际中，由于数据时间跨度较长，多数的宏观经济时间序列是非平稳的。因此在建立计量模型之前要对所采用的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。（二）指标选择与数据来源1.指标选择。目前大多数研究采用毕业生数、在校生数或招生数作为指标来衡量教育层次结构。由于招生数相对于在校生数和毕业生数来说，更能反映社会需求和国家政策引导的取向，本文选取中等职业教育、高职高专教育等各层次招生数作为职业教育层次结构变量的主要测量指标；就业结构采用三次产业就业人数作为测量指标。2.数据来源。1980年以来是我国开始出现真正意义的高职高专教育，我国职业教育各层次比例关系发生了明显的变化

14、。由于教育统计年鉴在20世纪八十年代初才开始编写，以前的教育数据难以收集，因此，本文选取1985-2011年作为研究区间。三产就业人数来源于：1985-2008新中国60年统计资料汇编，2009-2011年度人力资源和社会保障事业发展统计公报。职业教育各层次招生人数来源于中国教育统计年鉴（1986-2012）。（三）数据平稳性检验格兰杰因果检验只能对平稳时间序列进行检验，否则就会出现伪回归现象，得出错误的结论。因此在进行格兰杰因果关系检验之前，需要作单位根检验，以判断其序列的平稳性。利用Eviews6.0软件对变量时间序列进行单位根检验,对于职业教育变量和三次产业就业变量的检验结果见表2、表3

15、。表2职业教育变量时间序列的ADF检验注:表中所有检验结果都由软件Eviews6.0运算得到;D(,2)表示变量的二阶差分。下表同。由表2和表3可知，职业教育变量和三次产业就业变量的时间序列都是非平稳序列，它们的二阶差分序列都是平稳的。（四）格兰杰因果关系检验根据单位根检验的结果显示,职业教育变量和三次产业就业变量的时间序列都是非平稳序列，它们的二阶差分序列都是平稳的，因此，职业教育层次结构与三次产业就业结构可能存在某种线性关系,对于19852011年职业教育层次结构与三次产业就业结构之间是否构成因果关系,还需要进一步进行格兰杰因果关系检验。由于格兰杰因果检验对滞后阶数非常敏感,经过多次试验,

16、选取滞后阶数为2,利用Eviews6.0计量经济软件进行检验，结果如下。1.第一产业就业与各职业教育变量:表4第一产业就业与各职业教育变量的Granger因果关系检验注：*均在5%显著水平下拒绝原假设。在表4中，Null Hypothesis列出了Granger因果关系检验的4个假设：“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数不是引起一产业就业人数变化的Granger原因”和“一产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”。Granger因果关系检验是通过检验有限制条件回归和无限制条件回归的残差平方和是否发生显著变化来实现的，因此检验统计量是F统计

17、量。对于第一个假设，其检验F统计值分别是5.06424和5.79674，相应的概率为0.0166和0.0199，小于5%检验水平，因此拒绝该原假设。即可以认为“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数是引起一产业就业人数变化的Granger原因”。对于第二个假设，其检验F统计值分别是0.74371和0.50459。相应的概率为0.4880变量X1X2D(X1,2)D(X2,2)ADF检验1%临界值5%临界值10%临界值结论-1.532367-3.724070-2.986225-2.632604非平稳-0.085217-3.724070-2.986225-2.632604非平稳-4.65450

18、6-3.737853-2.991878-2.635542平稳-7.381539-3.737853-2.991878-2.635542平稳变量Y1D（Y3,2）ADF检验1%临界值5%临界值10%临界值结论-0.800795-3.752946-2.998064-2.638752非平稳-4.353957-3.724070-2.986225-2.632604平稳Y20.094746-3.724070-2.986225-2.632604非平稳Y3-1.014506-3.724070-2.986225-2.632604非平稳D（Y1,2）-6.609166-3.737853-2.991878-2.635

19、542平稳D（Y2,2）-3.901577-3.724070-2.986225-2.632604平稳Null HypothesisY1 does not Granger Cause MVEMVE does not Granger Cause Y1Y1 does not Granger Cause HVEHVE does not Granger Cause Y1ObsF-StatisticProbability250.743710.4880255.064240.0166*250.504590.6112255.796740.0199*表3三次产业就业变量时间序列的ADF检验BAIJIALUNYUA

20、N百家论苑31职教论坛/2013.3和0.6112，大于10%检验水平，因此不能拒绝该原假设，即可以认为“一产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”。因此，根据上述分析，两者间只存在单向因果关系，而不存在反向的因果关系。2.第二产业就业与各职业教育变量:表5第二产业就业与各职业教育变量的Granger因果关系检验注：*均在5%显著水平下拒绝原假设，*均在1%显著水平下拒绝原假设。在表5中，Null Hypothesis列出了Granger因果关系检验的4个假设：“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数不是引起二产业就业人数变化的Granger

21、原因”和“二产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”。对于第一个假设，其检验F统计值分别是6.27702和5.26254，相应的概率为0.0077和0.0146，小于5%检验水平，因此拒绝该原假设。即可以认为“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数是引起二产业就业人数变化的Granger原因”。对于第二个假设，其检验F统计值分别是0.96929和0.73236。相应的概率为0.3965和0.4932，大于10%检验水平，因此不能拒绝该原假设，即可以认为“二产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”

22、。因此，根据上述分析，两者间只存在单向因果关系，而不存在反向的因果关系。3.第三产业就业与各职业教育变量:表6第三产业就业与各职业教育变量的Granger因果关系检验注：*均在5%显著水平下拒绝原假设，*均在10%显著水平下拒绝原假设。在表6中，Null Hypothesis列出了Granger因果关系检验的4个假设：“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数不是引起二产业就业人数变化的Granger原因”和“二产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”。对于第一个假设，其检验F统计值分别是6.27702和5.26254，相应的概率为0.0077

23、和0.0146，小于5%检验水平，因此拒绝该原假设。即可以认为“中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数是引起二产业就业人数变化的Granger原因”。对于第二个假设，其检验F统计值分别是0.96929和0.73236。相应的概率为0.3965和0.4932，大于10%检验水平，因此不能拒绝该原假设，即可以认为“二产业就业人数不是引起中等职业教育招生人数和高职高专教育招生人数变化的Granger原因”。因此，根据上述分析，两者间只存在单向因果关系，而不存在反向的因果关系。三、结论（一）职业教育层次结构与就业结构变化从1985-2011年，我国职业教育层次结构变化的总体趋势是：各层次招生规模呈

24、逐年增长态势，且增长幅度较大，其中中等职业教育招生人数在2003年后增长最快。中、高职招生比在2001年后趋于平稳。从就业结构来看，1985-2011年前期一产比重过大，二、三产就业比重偏小，但在2003年后一产就业比重大幅下降，二产、三产就业比重逐年上升；总体上看三次产业的就业结构由“一二三”型变为“一三二”型，到2011年变为“三一二”型，就业结构趋向合理。（二）职业教育层次结构与就业结构变化的关系经过对各次产业就业人数和职业教育层次结构各变量的格兰杰因果关系检验可以看出，职业教育各层次招生人数增加能促进各次产业就业人数的增加，反之，各次产业就业人数的增加不可以促进职业教育各层次招生人数增

25、加。简言之，职业教育能直接促进就业增长，而就业增长不一定对不同职业教育程度的招生有影响。参考文献：1程纯,陈欣.从就业结构的演变看高等教育结构的调整J.辽宁教育研究,2006(07).2陈厚丰,吕敏.扩招以来我国经济结构与高等教育结构的相关性分析J.高等工程教育研究,2007(01).3文玉春.我国高等教育结构与就业结构关系研究J.石家庄经济学院学报,2008(06).4石丽，陈万明.高等教育层次结构与就业结构关系的实证研究J.中国高教研究,2011（11）.责任编辑徐惠军Null HypothesisY2 does not Granger Cause MVEMVE does not Gran

26、ger Cause Y2Y2 does not Granger Cause HVEHVE does not Granger Cause Y2ObsF-StatisticProbability250.969290.3965256.277020.0077*250.732360.4932255.262540.0146*Null HypothesisY3 does not Granger Cause MVEMVE does not Granger Cause Y3Y3 does not Granger Cause HVEHVE does not Granger Cause Y3ObsF-StatisticProbability252.751310.0880*251.199850.3220253.829020.0391*250.162120.8514百家论苑BAIJIALUNYUAN32