中等职业教育非货币收益实证研究，本文主要内容关键词为：职业教育论文,货币论文,收益论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：G719.21 文献标识码：A 文章编号：1001-4519(2011)02-0083-06
一、问题提出
教育不仅有货币收益，而且有巨大的非货币收益。各国学者认为，从学生个人来看，接受高一级教育的个人不仅可以比接受低一级教育的个人获得更多的收入，而且可以获得更多的非货币收益。这种非货币收益可以是消费型，也可以是投资型，前者体现为个人在上高一级学校期间的收益，后者体现在以后得到的种种收益，①例如，由于接受更多教育，职业选择可能变得更宽，更有潜力提高工作满意度②，改善工作条件③、优化工作环境④、降低失业可能性、减少无工作能力的比例⑤以及使不同的劳动者与不同的工作相匹配，降低离职意愿等⑥
中等职业教育是在九年义务教育的基础上培养技术型、技能型应用人才和高素质劳动者的教育。教育投资理论告诉我们，理性的“经济人”出于对经济利益的追求，在考察了个人(家庭)教育投资的全部成本及收益后，会根据投资的风险与收益大小，做出不同层次和不同种类的教育投资决策。初中毕业生是愿意接受中等职业教育还是普通高中教育亦是学生和家长权衡了这两类教育承担的全部成本和预期收益后的结果。那么，中等职业教育与其他教育类型相比，给受教育者个人和社会带来的收益状况如何呢？查阅我国文献，学者们对中等职业教育货币收益研究地相对较多，基本上没有对非货币收益方面的研究，这样必然造成对中等职业教育收益估算的偏差。基于此，对中等职业教育就业者作非货币收益分析极为必要。
二、数据来源及处理
本研究数据来源于“中等职业教育与普通高中教育成本效益比较研究”课题组2008年9月至2009年10月所做的问卷调查。调查对象是湖南省新邵县、醴陵市、邵阳市以及长沙市6个高中班和6所中职学校1993届毕业生，调查主要采取电话访谈和电子邮件的方式进行，共获得问卷422份。调查过程中，为了尽可能全面衡量高中毕业生的收益情况，我们考虑了样本县、市高中学校的差异性，在新邵县选取好、中、差的学校各一所，在县级市醴陵市则选取好和差的高中各一所，另外，我们还选取了一所省城高中。我们对中职学校的选择也遵循这一原则，基于新邵县和醴陵市只有一所公办的中职学校，故直接纳入调研。此外，笔者还选取了地级市邵阳市三所中职学校和一所省城中职，共涵盖了师范、西医护理、电子电器、钳工、机械、会计6个专业。
在回收的422份问卷中，首先剔除了含有不合乎常理等奇异值的样本，如工作年限超过16年的数据(因为所选样本为1993届毕业生，到被调查时间，就业者最多工作16年)、出生年月在1979年后的数据以及所填答案不属于问卷中备选答案的数据等；并剔除了存在盲点数据的样本。最终获得有效观测数据334个。
三、样本描述性分析
从性别来看，男性样本多于女性，男性为232人，占总样本量的69.46％，女性为102人，占30.54％；从居住地来看，居住在直辖市和省会城市的为111人，占33.23％，地级城市的为93人，占27.84％；县或县级城市的为101人，占30.24％，镇或农村的为29人，占8.68％；从户口所在地来看，直辖市和省会城市的为86人，占25.75％，地级城市的为82人，占24.55％；县或县级城市的为114人，占34.13％，镇或农村的为52人，占15.57％；从就业者的受教育程度来看，最后学历是中职的为53人，占15.87％，高中的为59人，占17.66％，大专或高职的为81人，占24.25％，本科的为104人，占31.14％，硕士及硕士以上学历的为37人，占11.08％；从被调查期间是否有工作来看，正在工作的人数为323人，占样本量的96.71％，失业的为11人，占3.29％。
四、中等职业教育就业者非货币收益分析
教育的非货币收益体现为使就业者职业选择可能变得更宽，更有潜力提高工作满意度，改善工作条件、优化工作环境、降低失业可能性、减少无工作能力的比例以及使不同的劳动者与不同的工作相匹配，降低离职意愿等。故本研究选择的观测指标有：就业者工作满意度、对工作环境的评价、失业累计次数、失业时间、换工作单位数量、工作时间在一年以下的单位数量以及目前的离职意愿。
1.工作满意度
以就业者对工作的满意度为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者工作满意度的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者对工作满意度无显著差异。表1方差分析结果显示，F统计量13.489对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度就业者对工作满意度存在显著性差异。
将就业者对工作满意度分为完全不满意、不满意、一般、较满意、很满意五个级别，分别设定为第1、2、3、4、5级别。研究发现，中职就业者与高中就业者对工作满意度差异显著，前者比后者多0.509个级别；与大专和高职就业者对工作满意度差异并不显著；显著低于本科就业者、硕士及硕士以上学历就业者的工作满意度，分别低0.359级别和0.479级别。见表2。
2.工作环境
以就业者对自己所在单位工作环境的看法为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者对自己所在单位工作环境的看法的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度就业者对自己所在单位工作环境的看法无显著差异。表3方差分析结果显示，F统计量17.442对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，不同受教育程度就业者对自己所在单位工作环境的看法存在显著性差异。
将就业者对自己所在单位工作环境的看法分为非常差、较差、一般、较好、很好五个级别，分别设定为第1、2、3、4、5级别。研究发现，中职就业者与高中就业者所在单位的工作环境差异显著，前者比后者多0.731级别；与大专和高职就业者工作环境差异并不显著；显著低于本科就业者、硕士及硕士以上学历就业者的工作环境，分别低0.311级别和0.433级别。见表4。
3.失业累计次数
以就业者失业累计次数为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者失业累计次数的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者失业累计次数无显著差异。表5方差分析结果显示，F统计量33.491对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度的就业者失业累计次数存在显著性差异。
通过多重比较发现，中职就业者与高中就业者失业累计次数差异显著，前者比后者失业累计次数少1.353次；与大专和高职就业者、本科就业者和硕士及硕士以上学历就业者的失业累计次数差异并不显著。见表6。
4.失业时间
以就业者失业时间为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者的失业时间的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者失业时间无显著差异。表7方差分析结果显示，F统计量30.711对应的相伴概率值为o.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度的就业者失业时间存在显著性差异。
将就业者失业时间从少到多分5个级别排列，级别1为失业时间在三个月及以下、级别2为三个月至半年、级别3为半年至一年、级别4为一年至三年、级别5为三年及以上。研究发现，中职就业者与高中就业者失业时间差异显著，前者比后者失业时间低1.317个级别；与大专和高职就业者失业时间级别差异不显著，显著高于本科就业者、硕士及硕士以上学历就业者的失业时间，分别高0.611、0.636个级别。见表8。
5.换工作单位数量
以就业者换工作单位数量为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者换工作单位数量的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度就业者的换工作单位数量无显著差异。表9方差分析结果显示，F统计量10.059对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度就业者换工作单位的数量存在显著性差异。
通过多重比较发现，中职就业者与高中就业者换工作数量差异显著，前者比后者少换0.868个工作，与大专和高职就业者换工作数量不存在显著差异，但显著高于本科就业者和硕士及以上学历就业者换工作数量，分别多换0.674、0.314个工作。见表10。
6.工作时间在一年以下的单位数量
以就业者工作时间在一年以下的单位数量为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者工作时间在一年以下的单位数量的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者工作时间在一年以下的单位数量无显著差异。表11方差分析结果显示，F统计量16.639对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度的就业者工作时间在一年以下的单位数量存在显著性差异。
通过多重比较发现，中职就业者与高中就业者工作时间在一年以下的单位数差异显著，前者比后者工作时间在一年以下的单位数少1.159个单位；与大专和高职就业者、本科就业者、硕士及以上学历就业者工作时间在一年以下的单位数差异不显著。见表12。
7.离职意愿
以就业者的离职意愿为观测变量，以不同受教育程度为控制变量，采用单因素方差分析方法，分析不同受教育程度与就业者离职意愿的关系。
单因素方差分析的零假设H0：在控制变量的不同水平下，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者离职意愿无显著差异。表13方差分析结果显示，F统计量3.555对应的相伴概率值为0.000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度就业者离职意愿存在显著性差异。
将就业者的离职意愿从弱至强分5个级别排列，级别1为“我对我的工作很满意，根本没有离职的打算”；级别2为“工作还过得去，暂时不考虑”；级别3为“不确定”；级别4为“一直在寻找机会离开本单位，但没有合适的”；级别5为“即使现在单位不解聘，也打算换一个工作单位”。研究发现，中职就业者与高中就业者的离职意愿差异显著，前者比后者的离职意愿低0.567个级别；与大专和高职就业者、本科就业者、硕士及以上学历就业者的离职意愿不存在显著差异。见表14。
五、结论及政策建议
就笔者所调查的1993届中等职业教育和普通高中教育毕业生追踪样本来看，中职就业者的非货币收益高于高中就业者。从就业者对工作满意度、换工作单位数量、失业时间、所在单位的工作环境这几项指标来看，中职就业者的非货币收益显著高于高中就业者，与大专和高职就业者的非货币收益不存在显著差异，但显著低于本科就业者和硕士及以上学历就业者。从就业者工作时间在一年以下的单位数、离职意愿、失业累计次数这几项指标来看，中职就业者的非货币收益显著高于高中就业者，与大专和高职就业者、本科就业者、硕士及以上学历就业者不存在显著差异。
上述结论表明，20世纪90年代初，我国初中毕业生通过接受中职教育，能与大专和高职就业者获得类似的就业优势。并且与就读高中相比，能显著提高工作满意度、降低失业时间、减少失业次数、降低换工作频数、优化工作环境、促使不同的劳动者与不同的工作相匹配，降低离职意愿。笔者选取的七项指标，中职就业者只有四项指标非货币收益显著低于本科和硕士及以上学历就业者，另三项指标两者的差异并不显著。这个结论在一定程度上能够解读上世纪90年代初期出现的优秀初中毕业生竞相报考中专的现象，这个结论也说明，我国受过中职教育的劳动者具有较高的操作技能和较强的动手能力，通过职业教育理论和实践相结合的教学方式，学到了一技之长，获得了谋生的本领，素质和岗位竞争能力得以提高，显示出就业方面的强大优势，从而获得较高非货币收益。这种造就有一定专业知识和专业特长专门人才的职业教育，大对发展地方经济，小对提高劳动者个体素质以及提高普通家庭的生活水平都有着不可估量的作用。所以，各级政府应该大力发展职业教育，确保职业教育经费的投入，加快职业教育管理体制和办学机制的改革，使之适应经济社会发展的需要。
注释：
①埃尔查南·科恩等.教育经济学[M].上海：上海人民出版社，2009.108-110.
②Meer，P.and Wielers，R.Educational credentials and trust in the labour market(Kyklos，1996)，29-46.
③埃尔查南·科恩等.教育经济学[M].上海：上海人民出版社，2009.108-110.
④刘泽云.教育经济学[M].上海：华东师范大学出版社，2008.34.
⑤李锋亮，雷虹.论教育的非货币收益和溢出效益[J].清华大学教育研究，2007，(6)：65-69.
⑥Meer,p.and Wielers,R.Educational credentials and trust in the labour market(Kyklos,1996),29-46.
标签：单因素方差分析论文; 方差分析论文; 中等职业教育论文; 控制变量论文; 工作满意度论文; 总体方差论文; 控制环境论文; 差异分析论文; 高职大专论文; 数量单位论文; 求职论文; 学历论文;