民族地區中職教育人力資源的省際差異及其變化趨勢

蔡文伯+袁雪

摘 要 中等職業教育在促進人力資本積累、提高經濟發展水平、維護社會和諧穩定等方面具有重要作用，基于2005-2014年間八個民族省區中職教育人力資源數據，運用基尼系數及其分解技術，對民族地區中職教育人力資源的省際差異進行考察，研究發現：民族地區中職教育人力資源省際差異較大，2006年起人力資源的省際差異呈擴大趨勢；專任教師資源占總人力資源的比例逐年升高，且一直起到促進人力資源省際差異縮小的作用；各分項人力資源地區分布差異的變化對人力資源省際差異的變化起決定性作用。對此，各民族地區應加強區域間交流合作，加強人力資源內部結構的調整引導，促進民族地區中職教育高水平均衡發展。

關鍵詞 中職教育；人力資源；省際差異；民族地區

中圖分類號 G719.2 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2017）04-0052-07

一、問題提出

2016年12月2日，推進職業教育現代化座談會在京召開，中共中央政治局常委、國務院總理李克強批示指出：加快發展現代職業教育，對于發揮我國人力和人才資源巨大優勢、提升實體經濟綜合競爭力具有重要意義。“十三五”時期，希望圍繞貫徹黨中央、國務院重大戰略部署，落實新發展理念，切實把職業教育擺在更加突出的位置，加快構建現代職業教育體系。發揮職業教育在脫貧攻堅中的作用，建好貧困地區發展急需的中等職業學校[1]。

中等職業教育在促進人力資本積累、提高經濟發展水平、維護社會和諧穩定等方面發揮著重要作用，其均衡、科學發展也越來越引起政府和學界的廣泛關注。馬樹超等人調查發現，我國的職業教育在區域均衡方面取得了重要成就，但總體上處于一種低水平的均衡狀態，還應加強分類指導、支持高水平地區先改先試，以達到高水平的均衡發展[2]。朱德全測度了京津滬渝四個直轄市的職業教育均衡發展狀況，發現四市的職業教育總體均衡，也存在局部失衡，并指出提高職業教育與區域經濟的協調性、加強職業教育與區域經濟的融合性，是中國職業教育的發展方向[3]。

職業教育均衡發展的基礎是資源的均衡配置，許多學者對這一問題進行了大量研究，但大部分集中在教育經費上，而職業教育資源不僅限于教育經費，財力、物力、人力、組織、信息、政策等都是職業教育資源。其中，人力資源是生產力諸要素中唯一具有主觀能動性的因素，其活躍屬性和整合作用直接影響其他資源效用的發揮。可以說人力資源是職業教育質量提升的核心要素，其地域差異決定著民族地區中職教育的均衡發展程度[4]。

民族地區教育事業發展事關祖國統一、民族團結、國家安全，教育部辦公廳于2014年下發《全國民族教育科研規劃（2014-2020年）》（教民廳[2014]7號）提出，以職業教育為重點和突破口，以加快民族地區現代職業教育發展、探尋民族地區職業教育改革與發展的一般規律為主要任務，為推動民族地區經濟社會發展和促進就業作出貢獻。中職教育作為中等教育階段和職業教育的重要一環，對于民族地區低分“弱勢”學生自身的就學發展、地區就業形勢改善、產業結構調整、經濟水平持續高速提升和社會和諧穩定等都具有重要意義。

截至2014年，八個民族省區共有中職教育在校生2445162人，較2005年的1268569人翻了一番，而2014年這些地區中職教育教職工116350人，僅較2005年的104006人增長了11.87%，在校生人數迅速增長和教師隊伍建設相對落后之間的不匹配，導致了民族地區中職教育師資匱乏、質量提升緩慢、發展不均衡等問題。現有的民族地區職業教育人力資源研究集中討論了職業教育對區域人力資源開發的作用，對職業教育機構內部的人力資源關注較少。本文從人力資源的角度出發，選取八個民族省區，運用基尼系數及其分解技術測算中等職業教育人力資源的省際差異，揭示差異的內在結構和變化趨勢，試圖尋找影響民族地區中職教育人力資源省際差異的主要因素，以期為均衡民族地區中職教育發展提供科學有效的對策建議。

二、研究方法

（一）基尼系數用于教育研究領域的可行性

基尼系數（Gini coefficient）是1912年意大利經濟學家基尼（Corrido Gini）根據洛倫茲曲線（Lorenz curve）所定義的判斷收入分配公平程度的指標，是一種廣義的分析工具，可用于分析多種分配問題和均衡問題。另外，基尼系數具有的可分解性，使其能夠有效測量均衡程度的變化和構成等問題[5]。引入教育領域以來，經常用于反映國家或地區教育發展水平的差異，國內外學者也做出了許多高水平研究[6]。所以，基尼系數適用于測度民族地區中職教育機構人力資源的省際差異。

（二）基尼系數及其分解

本文采用張建華提出的基尼系數計算公式[7]：

Gk=1-（2ΣWi+1） （1）

式中，Gk表示分項人力資源的基尼系數，n為考察的省區總數，i表示按分項人力資源從小到大排列的省區序號，Wi為累計到第i個省區人力資源占總人力資源的比重。

由基尼系數具有的分解特性可知，總體人力資源的基尼系數G即為各分項人力資源基尼系數的匯總，表達式為：

G=Σik=1SkGk （2）

在式（2）中，G即為總體人力資源的基尼系數，Gk表示分項人力資源的基尼系數，Sk代表當年各分項人力資源占總體人力資源的比值（由當年分項人力資源數量除以人力資源總量計算得到）。

SkGk/G*100%可用于表示第k項人力資源對總體人力資源基尼系數的貢獻率，而亞當斯（Adams）在他的研究中將Gk/G命名為相對集中系數（Relative Consent Ration Coefficient， RCC）[8]。當某個分項人力資源的相對集中系數大于1時，該項人力資源就促進了總體人力資源的省際差異（即差異促增作用），而當某個分項人力資源的相對集中系數小于1時，該項人力資源則減緩了總體人力資源的省際差異（即差異促減作用）。

從政策角度來說，比起單純討論人力資源省際差異的構成，研究該差異的變動也許更具意義。用ΔG表示相鄰兩年的基尼系數變化值，t表示年份，根據式（2），ΔG可表示為：

ΔG=ΣSk（t+1）Gk（t+1）-ΣSktGkt=Σ（Sk（t+1）Gk（t+1）-SktGkt） （3）

同理，定義ΔGk=Gk（t+1）-Gkt，ΔSk=Sk（t+1）-Skt。將此與式（3）相結合，整理得到：

ΔG=ΣΔSkGkt+ΣSktΔCk+ΣΔSkΔGk （4）

式（4）中ΔG為相鄰兩個年度基尼系數的變化，ΔGk為分項基尼系數的變化，ΔSk為人力資源結構的變化。此外，根據歐向軍的研究，可將式（4）右側的三組表達式命名為三類引起基尼系數變化的影響因素：ΣΔSkGkt代表結構效應，即總體人力資源基尼系數變化中由各分項人力資源的比重變化而引起的變化部分；ΣSktΔCk表示集中效應，即總體人力資源基尼系數的變動中由分項人力資源的地區差異變化而引發的變化部分；ΣΔSkΔGk為綜合效應，代表總體人力資源基尼系數的變動中由結構效應和集中效應共同作用產生的變化部分[9]。

（三）數據來源

陳春萍在研究中提出，人力資源是從事教學、科研、管理和后勤等方面工作的教職工總體所具有的勞動能力的綜合[10]。本文將中等職業教育機構人力資源分解為專任教師、行政人員、教輔人員、工勤人員，采用生均專任教師數、生均行政人員數、生均教輔人員數和生均工勤人員數作為衡量民族地區中職教育人力資源的指標，由當年各分項人力資源數量與當年中職教育在校生數計算得到。選取內蒙古、廣西、貴州、云南、西藏、青海、寧夏、新疆等八個民族省區為研究對象，對2005-2014年間的中職教育人力資源差異狀況進行測算，數據來源于《中國教育統計年鑒》。

三、數據處理與結果分析

（一）民族地區中職教育人力資源的省際差異

1.專任教師師生比的省際差異

專任教師是教育實踐活動的主體，也是學生學習活動的主要參與者，在中職教育人力資源中占有重要地位。2010年，教育部發布《中等職業學校設置標準》（教職成[2010]12號）要求，中等職業學校應當具有與學校辦學規模相適應的專任教師隊伍，兼職教師比例適當，專任教師師生比達到1∶20。

圖1展示了八個民族地區總體中職教育專任教師師生比的變化趨勢，以《中等職業學校設置標準》中要求的1∶20即0.05為界，僅有內蒙古、新疆、青海、西藏、云南五個省區的個別年份達標，整個民族地區的專任教師師生比僅有2005年達到0.0528，近十年呈現波動下滑的趨勢，也就是說，從專任教師師生比的角度來衡量民族地區近十年的中職教育質量，水平未有明顯提升。

從圖中曲線的集中程度可以推測，民族地區中職教育專任教師師生比存在較大的區域差異，其中廣西、貴州、西藏、寧夏、青海五個省區均處于較低水平，在考察的十年間大部分年份低于該地區平均水平。西藏由于人口數據的特殊性，其專任教師師生比變化幅度較大；廣西、貴州、寧夏三省區十年間的師生比從未達標，在0.03～0.04左右波動；青海省的專任教師師生比在2005-2007年間持續降低，查看原始數據可知，主要原因是中職教育機構中學生數量的增長遠大于專任教師數量的增長。內蒙古、新疆、云南三個省區的專任教師師生比高于該地區平均水平，其中內蒙古除2009年以外，一直是八個民族省區中專任教師師生比最高的省區，其師生比從2010年起也是穩步提升；新疆的中職教育專任教師師生比僅有三個年份達標，并在考察的十年間波動下降，原因也是中職教育就讀優惠政策出臺后，學生數量迅速增長，而教師隊伍建設相對滯后；云南的專任教師師生比略高于整個民族地區平均水平，但大多數年份也未達到0.05的標準。

2.總體人力資源的省際差異

利用公式（1）（2），計算2005-2014年間民族地區中職教育人力資源省際差異情況的基尼系數，并根據測算結果繪制了省際差異的變化趨勢圖，見圖2。

觀察圖2可知，民族地區中職教育人力資源省際差異較大，其基尼系數在0.14～0.21之間波動，2006年較前一年有大幅下降，但2006年以后呈現波動上升，即2006年起人力資源的省際差異逐步擴大。2006年較前一年降低了32%，這一快速均衡的趨勢在一定程度上與2005年時任教育部部長周濟提出“以科學發展觀為指導，實現中等職業教育快速健康發展”的時間相吻合。2014年的基尼系數較2006年增長了31%，但仍低于2005年的基尼系數，從整體上來看，十年間的人力資源省際差異有所縮小，但仍呈現擴大趨勢。

需要說明的是，對教育領域人力資源基尼系數的大小判定和類型劃分還沒有成熟和公認的標準，即不能像收入分配那樣確定合格區間和定義區域差異的程度，具體的判定和劃分還需要專門的理論研究和經驗支持，本文重點討論差異的變化及其構成。

（二）民族地區中職教育人力資源省際差異的分項分解

根據公式（1）測算各分項人力資源的基尼系數，以深入了解民族地區中職教育人力資源的省際差異構成及各分項人力資源省際分布的不均衡程度。基于公式（2）還可得到各分項人力資源對總體人力資源省際分布差異的貢獻率，見表1、表2。如前所述，相對集中系數大于1時，該項人力資源就促進了總體人力資源的省際差異（即差異促增作用），相對集中系數小于1時，該項人力資源則減緩了總體人力資源的省際差異（即差異促減作用）。

1.專任教師在總體人力資源中所占比例逐年升高

從2005年的64.7%增長到2014年的77.2%，上升了12.5個百分點，漲幅19.3%。該項的基尼系數呈現U型變化，以2010年為界，2010年以前逐年遞減，2010年以后又呈上升趨勢，即在考察期該分項經歷了省際差異縮小的六年而后差異又逐漸擴大。整體來看，專任教師資源的相對集中度在0.9左右波動，即該項對總人力資源省際差異一直是促減作用。專任教師對總體人力資源省際差異的貢獻率一直遠高于其他三項人力資源，這也與其數量較多、占比龐大相關，而其對總體人力資源省際差異的貢獻率一直小于其所占份額。

2.行政人員在總體人力資源中所占比重逐年下降

從2005年的12.5%降至2014年的8.5%，下降了4個百分點，降幅達到32%。行政人員的省際差異從2006年起波動上升，至2014年的0.2093相較2005年的0.2018又略有升高。從相對集中度來看，該項人力資源從2008年起對總體人力資源省際差異產生促增作用，作用力有所波動，從2010年起呈現減小趨勢。行政人員資源對省際差異的貢獻率呈現倒U型變化，于2010年達到峰值15.3%，此后逐漸減小但仍高于其所占份額。

3.教輔人員在總體人力資源中所占比重波動下降

十年間整體降幅為13.2%，與前兩項相比變化幅度較小。但該項的省際差異呈現波動上升態勢，從2005年的0.1700到2014年的0.3772，漲幅達到54.9%，即考察期的十年間教輔人力資源的省際差異整體擴大。該項從2006年起對總體人力資源的省際差異呈現促增作用，作用力度也逐漸增強（相對集中度大于1的數值越來越大）。從對總體人力資源省際差異的貢獻率來看，教輔人員資源的貢獻率也遠高于自身在總體人力資源中的占比。

4.工勤人員在總體人力資源中所占比例逐年下降

十年間降低了7.5個百分點，降幅達47.2%，是四個分項中變化幅度最大的。該項人力資源的省際差異沒有表現出明顯的時間趨勢，整體來看2014年相較2005年差異縮小。工勤人員資源的相對集中度一直大于1，即一直對總體人力資源的省際差異有促增作用，作用力度呈現倒U型變化，在2010年對總人力資源省際差異的促增作用達到最大。該項對總體人力資源省際差異的貢獻率呈現波動下降趨勢，十年間降低了9.2個百分點，與該項人力資源在總體人力資源中占比的變化趨勢相同，但仍高于其自身占比。

綜合上述測算與分析，隨著專任教師資源在總體人力資源中所占比例的升高，其余三項人力資源的占比相應降低，這一趨勢也與《中等職業學校設置標準》中提出的“中等職業學校應當具有與學校辦學規模相適應的專任教師隊伍，兼職教師比例適當”要求相符。盡管專任教師資源在總體人力資源中所占比重較高，對總體人力資源省際差異的貢獻率也遠高于其他三項人力資源，但其對省際差異起到縮小的作用，且貢獻率一直小于其所占份額。行政人員、教輔人員、工勤人員三項資源都促進了人力資源省際差異的擴大，且對差異的貢獻率均高于各自在總體人力資源中所占份額。

（三）民族地區中職教育人力資源省際差異的變化分解

對差異的分項分解大致展示了四個分項人力資源的不均衡分布及其與總體人力資源省際差異之間的關系。在此基礎上，進一步對民族地區中職教育人力資源省際差異的基尼系數變化進行分解，測算各分項人力資源相對份額（結構效應）和地區分布差異（集中效應）的變化，結果見表3、表4。

在此說明，表中所指貢獻率，其大小以相應數值的絕對值來表示，數值前的符號代表作用方向，正號表示該部分促進了省際差異基尼系數的變化，負號則表示該部分減緩省際差異基尼系數的變化。具體來說，當基尼系數變化符號為正時，這種促進作用表現為擴大差異，減緩作用即為縮小差異；當基尼系數變化符號為負時，促進作用表現為縮小差異，減緩作用則表現為擴大差異。

觀察表3可知，十年間總體人力資源基尼系數在大多數年份是升高的（變化值為正數），即大多數年份中民族地區中職教育人力資源的省際差異呈現擴大態勢。從各分項人力資源對總體人力資源基尼系數變化的影響來看，除2011-2012年外，專任教師一直具有最大影響力，且有6個年份對省際差異的變化起縮小作用，這與其所占的龐大比重是密不可分的。行政人員在2006-2007年、2009-2010年影響較大，對基尼系數變化的影響作用與當年的專任教師相反，但其貢獻率仍小于專任教師資源。教輔人員在2006-2007和2011-2012兩個年份對基尼系數的變化影響較大，起到擴大差異的作用，但2006-2007年度教輔人員的作用方向與專任教師相反，有一部分擴大差異的作用被抵消。工勤人員資源相比其他三項影響力較小，也未對基尼系數的變化產生主導作用。

表3展示了影響總體人力資源省際差異變化的三類效應，集中效應是引起基尼系數變化的主要因素，在基尼系數變化的結構分解中，集中效應的貢獻率遠高于結構效應和綜合效應。其中，2006、2009、2010年較上一年起到縮小差異的作用，其余年份則增大了差異的變化。除2006-2007年度，結構效應一直對人力資源省際差異起到促減作用（其數值符號與基尼系數變化符號相反），但從數值來看作用效力遠小于集中效應，綜合效應在考察期內對人力資源省際差異的貢獻率非常小。因此，集中效應主導了總體人力資源基尼系數的變化趨勢。

表4給出了四個分項人力資源在結構效應和集中效應中的貢獻率，在結構效應中，專任教師資源在大部分年份對基尼系數的變化起到擴大作用，其影響力也多大于其他三項人力資源；行政人員在全部考察期年份對基尼系數的變化起縮小作用（其結構效應符號與基尼系數變化符號相反），但影響力不大；教輔人員和工勤人員未對人力資源省際差異的變化產生重要影響，但十年間一直起著縮小差異的作用。在集中效應中，專任教師資源在7個年份對省際差異的變化起到擴大作用，多數年份的影響力也遠大于其他三項人力資源；行政人員在2006-2007年、2009-2010年兩個年度對基尼系數的變化影響較大，并且促進了人力資源省際差異的擴大；教輔人員2006-2007年和2011-2012年影響力較大且對人力資源省際差異的擴大起促進作用；從數值來看，工勤人員未對基尼系數的變化產生較大影響。

綜上，在三類效應中，集中效應對基尼系數的變化影響最大，即各分項人力資源地區分布差異的變化對人力資源省際差異的變化起決定性作用；結構效應，即各分項人力資源相對份額的變化對總體基尼系數變化的影響也不容忽視；相比之下綜合效應，即集中效應與結構效應的共同作用并未對總體人力資源省際差異的變化產生重要影響。專任教師在結構效應和集中效應中的貢獻率都遠大于其他三項人力資源，間接對民族地區中職教育人力資源省際差異的變化產生了不可忽視的影響。由于各分項人力資源在總體人力資源省際差異的變化中所起的作用方向有所差異，即各分項人力資源地區分布差異的變化與其相對份額的變化由于作用方向不一致而產生反向拉動作用，有一部分對人力資源省際差異的貢獻被抵消，導致各分項人力資源在省際差異變化中的貢獻能力變得更加復雜。

四、結論與對策建議

第一，民族地區中職教育專任教師資源緊缺，多數省區師生比不達標，教師數量的增長緩于學生數量的增長，且人力資源省際差異較大，從2006年起人力資源的省際差異仍持續擴大；第二，專任教師資源占總人力資源的比例逐年升高，且一直起到縮小總體人力資源省際差異的作用，其對總體人力資源省際差異的貢獻度也一直小于其所占份額，行政、教輔、工勤人員則促進了人力資源省際差異的擴大，這三項人力資源對總人力資源省際差異的貢獻率也都高于各自所占份額；第三，集中效應是引起人力資源省際差異的主要因素，即各分項人力資源地區分布差異的變化對人力資源省際差異的變化起決定性作用，各分項人力資源相對份額的變化對人力資源省際差異變化的影響也不容忽視，而綜合效應并未對人力資源省際差異的變化產生重要影響。

針對研究結論和民族地區中職教育發展的差異狀況，提出以下對策建議：

第一，加強教師隊伍建設，增加專任教師人力資源存量。從工資待遇、工作環境等方面著手，提高中職教師工作積極性和留崗熱情，同時加快補充專任教師資源，切實提高民族地區中職專任教師師生比。落實職教師資培訓政策和制度，完善“雙師型”教師隊伍建設，數量與質量并舉，真正實現高水平、高質量人力資源存量的持續增長，為民族地區中職教育的均衡快速發展提供強有力的人才支撐。

第二，加強區域間交流合作，促進民族地區中職教育高水平均衡發展。部分民族地區地處西部，搭載“一帶一路”改革快車，在政府間加強交流、學校間通力合作的基礎上，更加重視中職教育的均衡發展，成立學習交流機構，通過優秀校長、教師經驗分享等方式，對中職教育薄弱地區實施支援，在人力資源管理、辦學經驗等各個方面實現交流互助，促進民族地區中職教育發展水平的全面提高。

第三，關注各項人力資源的投入與變化，縮小集中效應對省際差異的影響。各分項人力資源的地區分布差異是導致民族地區中職教育人力資源省際差異的主要原因，民族地區各級政府應加強對中職教育各項人力資源實際擁有量的重視，將各項管理制度和政策機制落到實處，充實教師數量、提高隊伍素質、優化隊伍結構，切實縮小省區間實際人力資源總量和質量的差異。

第四，加強人力資源內部結構的調整引導，繼續控制結構效應對省際差異的影響。人力資源結構變化對省際差異變化的影響較小是值得肯定的，應在此基礎上完善師資培養培訓體系、加快教師補充步伐，以教師隊伍數量補充和能力提高為重點，繼續控制各分項人力資源的比例變化，使其優化組合以促進人力資源作用的有效發揮，進而達到均衡提高中職教育發展水平的目的。

參 考 文 獻

[1]中國職業技術教育網.國務院副總理劉延東出席推進職教現代化座談會并講話[EB/OL].（2016-12-2）[2016-12-28].http：//www.chinazy.org/models/adefault/detail.aspx？artid=63227&cateid=1538.

[2]張晨，馬樹超. 分類指導推進高等職業教育區域均衡發展研究[J]. 中國高教研究，2010（12）：12-19.

[3]朱德全. 中國職業教育發展的均衡測度與比較分析——基于京津滬渝的實證調查[J]. 教育研究，2013（8）：70-82.

[4]張建祥. 高校人力資源開發與管理新機制探索[J]. 高等教育研究，2002（2）：59-62.

[5]Shorrocks A F. Inequality Decomposition by Population Subgroup[J]. Econometrica， 1984（52）：1369.

[6]葉杰. 我國高校人力資源的省級差異及其變化趨勢[J]. 高等教育研究，2016（1）：30-39.

[7]張建華. 一種簡便易用的基尼系數計算方法[J]. 山西農業大學學報：社會科學版，2007（3）：275-278，283.

[8]Adams R H J. Non-farm Income and Inequality in Rural Pakistan： A Decomposition Analysis[J]. 1994（1）：110.

[9]歐向軍. 江蘇省縣域經濟差異演變的結構分析[J]. 地域研究與開發，2005（2）：25-29.

[10]陳春萍. 論經濟全球化背景下的高校人力資源管理改革[J]. 高教探索，2004（1）：44-46.