1、中等职业教育非货币收益实证研究摘 要我国学者对中等职业教育非货币收益的研究较少，这样必然造成对中等职业教育收益估算的偏差。本文对湖南省 6 所中职学校和6 所普通高中 2002 届毕业生追踪样本进行了分析，发现中职就业者与高中就业者的非货币收益不存在显著差异。 关键词中等职业教育；货币收益；非货币收益 中图分类号G71 文献标识码A 文章编号1005-6432（2013）13-0100-02 1 问题的提出 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1。例如，由于接受更
2、多教育，职业选择可能变得更宽，更有潜力获得更多的福利2、争取更多的培训机会、改善工作条件 1、优化工作环境2、减少就业者每天吸烟的数量 3 、降低就业者生育子女的数量等。查阅我国文献，学者们对中等职业教育货币收益研究的相对较多，很少有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。 2 数据来源及处理 数据来源于笔者所主持的国家社科基金中等职业教育与普通高中教育成本效益比较研究该课题组 2010 年 9 月至 2011 年 4 月所做的问卷调查。调查对象是湖南省新邵县、洞口县、常德市、株洲市以及长沙市 6 个高中学校和 6
3、所中职学校 2002 届毕业生，共获得问卷 322 份。 在回收的 322 份问卷中，笔者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 9 年的数据（因为所选样本为 2002 届毕业生，到被调查时，就业者最多工作 9 年） 、出生年月在 1988 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；其次，剔除存在盲点数据的样本。最终获得有效观测数据 253 个。 3 样本描述性分析 （1）从性别来看，男性样本略多于女性，男性为 134 人，占总样本量的 5296%，女性为 119 人，占 4704%； （2）从居住地来看，居住在直辖市和省会城市的为 124 人，占 4901%，地级城
4、市的为 73 人，占 2885%；县或县级城市的为 39 人，占 15.42%，镇或农村的为 17 人，占 6.72%； （3）从户口所在地来看，直辖市和省会城市的为 70 人，占 2778%，地级城市的为 54 人，占 21.43 %；县或县级城市的为 47 人，占 1865%，镇或农村的为 82 人，占 32.14%。 4 中等职业教育就业者非经济收益分析 4.1 就业者在单位所享受到的福利政策 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在单位所享受到的福利政策无显著差异。 表 1 方差分析结果显示，F 统计量 14033 对应的相
5、伴概率值为0000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度就业者在单位所享受到的福利政策存在显著性差异。 笔者调查了就业者是否享受了免费健康体检、带薪假期、养老保险、失业保险、医疗保险五项福利政策，就业者每拥有一项福利政策就记 1分。通过多重比较笔者发现，中职就业者与高中就业者、大专和高职就业者所享受到的福利政策不存在显著差异；但显著少于本科就业者、硕士及以上学历就业者在单位所享受到的福利政策，分别比本科就业者、硕士及以上学历就业者在单位所享受到的福利政策少 0674 分、0995 分。见表 2。 4.2 就业者在单位获得的培训机会 单因素方差分析的零假设 H0：在控制变量的不同水平下
6、，各总体均值无显著差异，即不同受教育程度的就业者在单位获得的培训机会无显著差异。 表 3 方差分析结果显示，F 统计量 16.771 对应的相伴概率值为0000，小于显著性水平，拒绝零假设，认为不同受教育程度就业者在单位获得的培训机会存在显著性差异。 笔者将就业者在单位获得的培训机会分为“完全没有或者基本没有” 、“比较少” 、 “一般” 、 “比较多” 、 “相当多”五个级别，分别设定为第1、2、3、4、5 级别。通过多重比较笔者发现，中职就业者与高中就业者获得的培训机会不存在差异显著；显著低于大专和高职就业者、本科就业者、硕士及硕士以上学历就业者的培训机会，分别低 0456 个级别、105
7、3 个级别和 1785 个级别。见表 4。 4.3 就业者对自己所在单位管理状况的评价 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自己所在单位管理状况的评价无显著差异。 表 5 方差分析结果显示，F 统计量 15.143 对应的相伴概率值为0000，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自己所在单位管理状况的评价存在显著性差异。 笔者将就业者对自己所在单位管理状况的评价分为“非常差” 、 “较差” 、 “一般” 、 “较好” 、 “非常好”五个级别，分别设定为第1、2、3、4、5 级别。通过多重比较笔者发现，中职就业者
8、与高中就业者、大专和高职就业者对自己所在单位管理状况的评价差异并不显著；但显著低于本科就业者、硕士及硕士以上学历就业者对自己所在单位管理状况的评价，分别低 0875 个级别、1063 个级别。见表 6。 44 就业者对自己所处工作环境的评价 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评价无显著差异。 表 7 方差分析结果显示，F 统计量 20303 对应的相伴概率值为0000，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自己所在单位工作环境的评价存在显著性差异。 笔者将就业者对自己所在单位工作环境的评价分
9、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对自己所在单位工作环境的评价不存在显著差异；但显著低于大专和高职就业者、本科就业者、硕士及以上学历就业者的对自己所在单位工作环境的评价，分别低 0408 个级别、0902 个级别和 1.310 个级别。见表 8。 5 结 论 上述结论表明，21 世纪初期，我国中职学生通过三年的专业学习，居然与高考落榜、毫无专业技能的高中毕业生所获得非货币收益基本相同，显著低于本科就业者和硕士及以上学历就业者的非货币收益。2002年我国高等教育毛入学率达到 15%，
10、高等教育从精英教育阶段进入大众化阶段。因此，高中学生相对于中职学生来说，有一种潜在的、较高的非货币收益。该结论一方面可以解读 21 世纪初期我国普遍存在的“普高热、职高冷”的现象，另一方面与笔者对 1993 届中职毕业生非货币收益做研究所得出的结论形成鲜明对比，1993 届中职就业者获得的非货币收益显著高于高中就业者，中职就业者在单位享受到的福利政策、对自己单位管理状况的评价、获得的培训机会、对自己所在单位工作环境的评价等都优于高中就业者4。 参考文献： 1美埃尔查南?科恩，等. 教育经济学M. 上海：上海人民出版社，2009：108-110. 2刘泽云. 教育经济学M. 上海：华东师范大学出版社，2008：34. 3Kenkel， D.（1991） Health behavior， health knowledge， and schoolingJ.Journal of Political Economy，1999（2）：287-395. 4李兰兰. 中等职业教育与普通高中教育非货币收益对比分析J. 教育科学，2011（1）：14-20.
