高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系

謝汝宗，蒙利婷，謝 妮

(貴州師范大學 教育學院， 貴陽 550025)

一、問題提出

當前，我國經(jīng)濟進入高質量發(fā)展階段，生產(chǎn)要素由資源和勞動密集型向知識和技術密集型轉變，意味著以人力資本為發(fā)展優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和優(yōu)化升級需要教育人力資本的高質量發(fā)展。2021年全國教育工作會議指出，“十四五”時期，我國教育進入高質量發(fā)展階段。這一階段的教育更加注重提升質量，尤其提升為產(chǎn)業(yè)所需的人力資本質量，人力資本累積反過來驅動企業(yè)提升研發(fā)創(chuàng)新水平[1]，推動產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和優(yōu)化升級，進而實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。高等職業(yè)教育(以下簡稱“高職教育”)的宗旨是為企業(yè)輸送大量高素質技能型人才?！秶衣殬I(yè)教育改革實施方案》強調(diào)要完善國家職業(yè)教育制度體系，推進高等職業(yè)教育高質量發(fā)展，更好服務企業(yè)的技術研發(fā)和產(chǎn)品升級，以適應經(jīng)濟高質量發(fā)展、產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟結構調(diào)整的需要。產(chǎn)教融合是高職教育的主要辦學模式，也是高職教育在人力資源上為企業(yè)提供豐富的創(chuàng)新人才和高素質技術技能人才支撐，將高職院校的技術創(chuàng)新成果轉化為現(xiàn)實生產(chǎn)力，促進產(chǎn)業(yè)結構向中高端轉變和推動區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉型升級的重要舉措[2]。高職教育的產(chǎn)教融合發(fā)展離不開投入，合理配置教育資源能加大產(chǎn)教深度融合力度，有效促進經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結構與人力資本結構相協(xié)調(diào)以及釋放經(jīng)濟增長動能[3]。那么，高職教育投入是否可以通過人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級產(chǎn)生影響作用呢？在職業(yè)教育現(xiàn)代化發(fā)展及產(chǎn)教深度融合的背景下，高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級兩者之間的關系及人力資本在高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級中的影響作用的機制有進一步探析的空間。鑒于此，以2009—2018年全國31個省份的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，探究高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系及其區(qū)域差異，并探討人力資本的中介效應。

二、文獻回顧

經(jīng)濟增長是國家發(fā)展的根基，高職教育為經(jīng)濟發(fā)展提供必要的人才支撐，因此，不少學者把研究焦點集中于高職教育投入與經(jīng)濟發(fā)展的關系問題，但觀點各不相同。有些研究者認為高職教育與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展是相互促進的關系[4]，一是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的提高促進高職教育的投入增加[5]，二是加大高職教育投入能推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。王應密等認為，高職教育對經(jīng)濟增長的貢獻率為1.52%，但貢獻率存在地區(qū)差異[6]；張佳通過研究得出的貢獻率為0.36%[7]。在貢獻率的地區(qū)差異上，兩者的結論一致，從高到低依次為東部、西部和中部。省際高職教育經(jīng)費投入存在較大差異，可能是導致區(qū)域經(jīng)濟差異的一個重要原因[8]。也有些研究者表達了相反的觀點。吳文輝認為，高職教育規(guī)模與地方經(jīng)濟發(fā)展不匹配，與地方產(chǎn)業(yè)結構呈現(xiàn)出反向作用關系[9]。鐘無涯在承認高職教育投入對工業(yè)發(fā)展存在顯著因果關系的同時，認為高職教育投入對整體經(jīng)濟發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進作用不顯著[10]；李中國等認為高職教育在西部地區(qū)對經(jīng)濟增長的促進作用不明顯[11]。由此可見，教育經(jīng)費投入與經(jīng)濟發(fā)展之間并非直接的因果關系，可能還有其他關聯(lián)因素需要進一步分析，其中人力資本因素較為受重視。

教育投入能否引導人力資本結構的變動，進而影響產(chǎn)業(yè)結構升級，同樣受到學者們的關注。學者們大多通過實證方法探究教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的潛在影響機制。劉靖等通過建立仿真模型，模擬分析不同教育投入優(yōu)化方案的效果，結果發(fā)現(xiàn)，教育投入促進從業(yè)人員的結構優(yōu)化，其中增加教育事業(yè)費投入的效果比增加教育基礎設施投入的效果更明顯[12]。從業(yè)人員結構的優(yōu)化實質推動了人力資本結構的優(yōu)化，而產(chǎn)業(yè)結構升級對人力資本結構的優(yōu)化提出了更高要求，因為產(chǎn)業(yè)結構升級，尤其是高技術主導型產(chǎn)業(yè)結構升級需要一大批高素質、高技能的產(chǎn)業(yè)工人[13]。高素質、高技能的產(chǎn)業(yè)工人對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響對應的正是高級人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響。陳加旭等通過構建聯(lián)立方程模型，發(fā)現(xiàn)人力資本結構不斷高級化是產(chǎn)業(yè)結構變動的需要[14]。孫海波等通過分位數(shù)回歸方法實證檢驗異質性人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，發(fā)現(xiàn)人力資本越高級，對產(chǎn)業(yè)結構升級的推動作用越強[15]。與上述使用靜態(tài)分析方法不同的是，張國強等使用動態(tài)分析方法，通過動態(tài)系統(tǒng)GMM實證研究人力資本結構與產(chǎn)業(yè)結構升級的關系，結果發(fā)現(xiàn)人力資本水平的提升有助于為產(chǎn)業(yè)結構轉型升級提質增效[16]。雖然教育人力資本結構高級化有利于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[17]，但高等教育投入不足會引發(fā)高級人力資本存量不足，進而降低產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的動能[18]。鄧創(chuàng)等利用面板門限模型實證也得出，財政性教育經(jīng)費投入的增加會通過影響人力資本的流動和優(yōu)化配置推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化[19]。

綜上所述，在研究內(nèi)容上，現(xiàn)有研究分別集中于高職教育投入與經(jīng)濟增長的關系、教育投入通過引發(fā)人力資本的變動影響產(chǎn)業(yè)升級兩個主題。雖然經(jīng)濟高質量發(fā)展有賴于產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整優(yōu)化的程度，但現(xiàn)有研究未從高職教育投入的層面直接分析其與產(chǎn)業(yè)結構升級兩者之間的關系。在研究方法上，大多采取靜態(tài)分析法，少數(shù)使用了動態(tài)面板數(shù)據(jù)進行分析，但分析動態(tài)互動關系的較為罕見。因此，本研究的邊際貢獻在于：一是從高職教育投入層面，基于PVAR模型，運用GMM參數(shù)估計、脈沖響應沖擊和方差分解等方法綜合探究高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的動態(tài)互動關系；二是基于全國樣本，探析高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級關系的區(qū)域差異；三是探究人力資本在高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制中的中介效應。

三、研究設計

(一)模型設定

1.PVAR模型

面板向量自回歸模型(PVAR模型)最初由Holtz-Eakin等提出[20]，將傳統(tǒng)VAR模型與面板數(shù)據(jù)結合起來，后經(jīng)過Love、Lian等學者的不斷拓展與發(fā)展[21-22]，既考慮時間效應與個體效應，又兼顧解決個體異質性問題，為探究高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系提供了有效的檢驗方法。因此，本研究使用PVAR模型和具有強穩(wěn)健性的廣義矩估計(GMM)方法，PVAR模型表達式如下：

(1)

其中，Yit表示lngzjt、isupg兩個不同向量，下標i、t分別表示樣本中的個體與時間。lngzjt為經(jīng)過對數(shù)處理后的高職教育投入，isupg為產(chǎn)業(yè)結構升級，σi和θit分別表示個體固體效應和個體時間效應，εit代表隨機干擾項。該模型運用Arellano和Bover提出的向前均值差分法[23]，去除了不隨時間變化且不可觀測的個體固定效應的異質性影響。

2.中介效應模型

高職教育投入可以通過引起高職人力資本變動的路徑進而作用于產(chǎn)業(yè)結構升級。因此，選擇高職人力資本作為高職教育投入影響產(chǎn)業(yè)結構升級的中介變量，構建如下中介效應模型：

isupgit=α0+α1lngzjtit+δXit+μit

(2)

lnGraduatesit=β0+β1lngzjtit+γXit+μit

(3)

isupgit=χ0+χ1lngzjtit+χ2lnGraduatesit+λXit+μit

(4)

模型中的lnGraduates是中介變量，表示高職教育輸出的人力資本水平。只有當(2)式的α1、(3)式的β1和(4)式的χ2都顯著時，人力資本的中介效應被認為成立，即高職教育投入可以間接通過人力資本影響產(chǎn)業(yè)結構升級。

(二)變量設定

本研究中涉及的變量有3個，分別是高職教育投入(lngzjt)、產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)和人力資本(lnGraduates)。為減少異方差和數(shù)據(jù)波動過大對檢驗結果造成的偏誤，已對高職教育投入(lngzjt)和人力資本(lnGraduates)兩個變量進行對數(shù)化處理。

1.高職教育投入

教育經(jīng)費投入總額增加，并不意味著教育投入水平的提升，而生均經(jīng)費能夠用來衡量全社會教育經(jīng)費在學生個體的投入水平，預算內(nèi)生均教育經(jīng)費支出則能體現(xiàn)當期預算中高職院校教育經(jīng)費對每個學生的投入水平[24-25]。用生均教育事業(yè)費支出作為衡量教育投入的指標得到不少學者的認同[26-27]。因此，在測量高職教育投入水平指標選取上，采用高職教育預算內(nèi)生均教育事業(yè)費支出作為其代理變量。

2.產(chǎn)業(yè)結構升級

在產(chǎn)業(yè)結構升級指標的選取上，研究者們所采用的測量方法不盡相同，比如以第二、三產(chǎn)業(yè)增加值之和與地區(qū)GDP之比來衡量[28]，或用第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)GDP比重衡量[29]。由配第-克拉克定理可知，隨著經(jīng)濟發(fā)展的不斷深化，承載教育人力資本的勞動力會在各產(chǎn)業(yè)之間發(fā)生轉移，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，勞動力越向第二、三產(chǎn)業(yè)轉移聚集，間接帶動產(chǎn)業(yè)結構升級。因此，產(chǎn)業(yè)結構升級應涵括產(chǎn)業(yè)動態(tài)轉移過程的特點，而不是只反映產(chǎn)業(yè)靜態(tài)轉移過程。在產(chǎn)業(yè)結構升級指標的度量上，借鑒徐德云、徐敏和姜勇等學者的方法[30-31]，具體計算公式如下：

(5)

其中，q1、q2和q3分別代表第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比值。isupg指標最大值為3，其數(shù)值越接近于3，意味著產(chǎn)業(yè)結構升級水平越高。

3.人力資本

本研究中的人力資本指高職教育為經(jīng)濟社會輸送的符合國家資質要求的勞動者，采用高職教育年度畢業(yè)生人數(shù)作為衡量人力資本的負向指標變量。隨著高等教育的擴招，高職教育畢業(yè)生人數(shù)也隨之增加，畢業(yè)生人數(shù)過多反而會抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。因此，采用高職教育年度畢業(yè)生人數(shù)作為衡量人力資本的變量是負向指標變量。

4.控制變量

本研究的控制變量主要為高職教育規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平和技術創(chuàng)新。高職教育規(guī)模選用的衡量指標是高職教育在校生人數(shù)；用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重作為城鎮(zhèn)化水平指標；以各省份R&D經(jīng)費作為技術創(chuàng)新的衡量指標。在以上控制變量中，除了城鎮(zhèn)化水平變量外，其他指標均進行對數(shù)化處理。

(三)數(shù)據(jù)來源及區(qū)域劃分

為了探析我國高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級兩者動態(tài)互動關系的整體情況及其區(qū)域特征，且兼顧數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，在研究樣本數(shù)據(jù)選取上，本研究選取2009—2018年全國31省份的面板數(shù)據(jù)，并對全國31個省際樣本按照國家標準劃分為東部、中部和西部3個區(qū)域(1)北京、天津、上海、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、海南、福建、遼寧為東部地區(qū)省份；吉林、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南、黑龍江為中部地區(qū)省份；云南、內(nèi)蒙古、四川、寧夏、廣西、新疆、甘肅、西藏、貴州、重慶、陜西、青海為西部地區(qū)省份。，分別考察這3個地區(qū)間的差異。數(shù)據(jù)來源于《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

四、數(shù)據(jù)分析

(一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

變量的非平穩(wěn)性會使得模型估計“偽回歸”，導致實際估計結果出現(xiàn)較大偏差。為了提高估計結果的準確性，本研究主要選取LLC、ADF與PP-Fisher 3種不同的單位根檢驗方法對產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)和高職教育投入(lngzjt)原序列及其一階差分序列d(isupg)和d(lngzjt)進行檢驗，結果如表1所示。全樣本的變量原序列中的isupg、中部地區(qū)樣本的變量原序列中isupg和lngzjt均無法拒絕不平穩(wěn)的原假設，但其一階差分序列均通過單位根平穩(wěn)性檢驗。

表1 單位根檢驗

(二)協(xié)整檢驗

根據(jù)上述面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結果可知，全樣本和中部地區(qū)樣本的原序列屬于一階單整序列，因此需要進一步檢驗其長期協(xié)整關系。這里采用Pedroni的異質檢驗和同質檢驗。從表2可看出，全樣本和中部地區(qū)樣本的isupg和lngzjt原序列通過了協(xié)整檢驗，認為其存在長期協(xié)整關系，可對模型進行下一步檢驗和分析。

表2 協(xié)整檢驗

(三)滯后期數(shù)選擇

滯后期數(shù)的恰當選擇將影響后面實證步驟的進一步分析。因此，為了提高檢驗的精確度，采取3種不同的信息準則(AIC、SIC、HQIC)作為滯后期數(shù)選擇的判斷依據(jù)。檢驗結果表明，中部地區(qū)的最優(yōu)滯后期數(shù)為4期，而全樣本地區(qū)、東部地區(qū)、西部地區(qū)的三大準則度量結果雖給出不完全一致的選擇，但均在5期內(nèi)。由于以學生為對象的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響作用不是當期就能顯現(xiàn)出來，而是經(jīng)過持續(xù)投入，在學生個體畢業(yè)后流入勞動力市場，并經(jīng)過一段時期才能呈現(xiàn)顯著效果，因此滯后期數(shù)的選擇不能過小。為了準確考察高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系，綜合考慮三大準則的檢驗結果和高職教育的3年學制，對全樣本地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)與西部地區(qū)分別選擇滯后期數(shù)為4期、3期、4期、3期進行下一步估計和檢驗。

(四)格蘭杰因果檢驗

為進一步分析高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)影響和因果關系，有必要對高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級這兩個變量進行格蘭杰因果檢驗，具體結果如表3所示。從全樣本來看，產(chǎn)業(yè)結構升級與高職教育投入在1%顯著水平下互為格蘭杰原因，說明整體上產(chǎn)業(yè)結構升級與高職教育投入之間能相互影響。從區(qū)域上看，東部、中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級與高職教育投入均在1%顯著水平下互為格蘭杰原因，說明東部、中部和西部地區(qū)高職教育投入的變動均能夠引起產(chǎn)業(yè)結構升級的變化，而產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入也會產(chǎn)生影響作用。

表3 格蘭杰因果檢驗

(五)PVAR模型的GMM估計結果

本研究的面板向量自回歸(PVAR)估計是使用“Helmert procedure”進行轉變，消除數(shù)據(jù)的時間效應與固定效應，再利用廣義矩估計(GMM)對參數(shù)進行估計。具體估計結果如表4所示。表4中前綴“L1.”、“L2.”、“L3.”和“L4.”分別表示變量的滯后1期、滯后2期、滯后3期和滯后4期。

表4 GMM參數(shù)估計

續(xù)表

以產(chǎn)業(yè)結構升級為被解釋變量，在全樣本中，從滯后1期到滯后4期的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)均顯著為正，說明短期內(nèi)高職教育投入對推動產(chǎn)業(yè)結構升級具有持續(xù)正向效應。在東部地區(qū)，高職教育投入僅在滯后3期呈現(xiàn)出對推動產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著正向效應，說明東部地區(qū)的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的正向推動作用存在滯后性。在中部地區(qū)，僅滯后1期的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著促進作用，說明中部地區(qū)的高職教育投入短期內(nèi)顯著推動產(chǎn)業(yè)結構升級。在西部地區(qū)，僅滯后2期的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級影響系數(shù)顯著為正，表明西部地區(qū)的高職教育投入短期內(nèi)能推動產(chǎn)業(yè)結構升級，但由于西部地區(qū)人才流失較大，西部地區(qū)高職教育培養(yǎng)的人才外流到經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)，導致西部地區(qū)高職教育投入對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級發(fā)揮的積極作用不大。

以高職教育投入為被解釋變量，在全樣本中，從滯后1期到滯后4期，產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響系數(shù)符號“正負交替”呈現(xiàn)。這說明短期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用不是連續(xù)性的，而是呈現(xiàn)“正負交替”的階段性特征。這因為產(chǎn)業(yè)結構升級是一個動態(tài)過程，而高職教育經(jīng)費投入的較大調(diào)整一般周期較長，短期內(nèi)高職教育經(jīng)費投入具有一定的穩(wěn)定性，意味著產(chǎn)業(yè)結構升級的變動與高職教育經(jīng)費投入的調(diào)整不是協(xié)同的。在東部地區(qū)，從滯后1期到滯后3期，產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響系數(shù)符號也“正負交替”呈現(xiàn)。這說明短期內(nèi)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響也呈現(xiàn)“正負交替”的階段性特征，其顯著為正的促進作用存在一定的滯后性。在中部地區(qū)，從滯后1期到滯后4期的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響系數(shù)符號也呈現(xiàn)“正負交替”。這說明短期內(nèi)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用也呈現(xiàn)“正負交替”的階段性特征，其促進作用也具有一定的滯后性。在西部地區(qū)，從滯后1期到滯后3期的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響系數(shù)符號也“正負交替”呈現(xiàn)，且影響系數(shù)比東部和中部地區(qū)大。這說明短期內(nèi)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用同樣呈現(xiàn)“正負交替”的階段性特征，其促進作用較東部和中部地區(qū)更明顯。

(六)脈沖響應結果分析

脈沖響應函數(shù)所表示的是模型內(nèi)的任意一個內(nèi)生變量受到一個標準差的沖擊后，對其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的沖擊，可以用于觀測變量間的動態(tài)交互關系，預測分析變量間的時滯關系和互動程度。模擬時間跨度為10期的各組脈沖響應結果如圖1至圖8所示，其中橫坐標表示響應滯后期數(shù)長度為10期，縱坐標表示對沖擊變量的響應程度，中間實線表示變量受到?jīng)_擊的響應效果，上下兩條虛線是95%的置信區(qū)間。

1.全樣本脈沖響應結果分析

從圖1可知，當高職教育投入d(lngzjt)受到產(chǎn)業(yè)結構升級d(isupg)沖擊時，當期未做出響應，在第2期達到正效應的峰值，后期保持較長時間的正效應，于第7期開始在0軸附近趨于平穩(wěn)。這表明長期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結構升級對提升高職教育投入水平存在持續(xù)正向影響效應。從圖2可知，當產(chǎn)業(yè)結構升級d(isupg)受到高職教育投入d(lngzjt)沖擊時，當期產(chǎn)生微弱的正效應，在第1期達到正效應的最大值，在第2期轉向負效應，后期間斷性地呈現(xiàn)出正效應，最后在0軸附近趨于平穩(wěn)。這說明高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級短期內(nèi)能產(chǎn)生正向促進作用，但促進作用的持續(xù)性不強。

圖1 脈沖響應圖：全樣本〔d(isupg) to d(lngzjt)〕

圖2 脈沖響應圖：全樣本〔d(lngzjt) to d(isupg)〕

2.東部地區(qū)脈沖響應結果分析

從圖3可知，當高職教育投入(lngzjt)受到產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)沖擊時，當期未做出響應，在第1期轉為負效應，隨后在第2期轉為正效應，在第4期達到正效應的峰值，后期緩慢下降，整體保持了較長時間的正效應。這說明，長期內(nèi)東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對促進高職教育投入水平的提升具有較強的持續(xù)效應。從圖4可知，當產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)受到高職教育投入(lngzjt)沖擊時，當期就產(chǎn)生正效應，在第1期達到正效應的峰值，隨后下降轉為負效應，從第3期開始保持在0軸上方，后期正效應相對前期較小。這表明，東部地區(qū)高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級在前期有較明顯的正向推動作用，相比前期的正向推動作用，后期的推動作用持續(xù)時間較長但程度相對較低。

圖3 脈沖響應圖：東部樣本〔isupg to lngzjt〕

圖4 脈沖響應圖：東部樣本〔lngzjt to isupg〕

3.中部地區(qū)脈沖響應結果分析

從圖5可知，當高職教育投入d(lngzjt)受到產(chǎn)業(yè)結構升級d(isupg)沖擊時，當期未做出響應，在第1期達到正效應的峰值，隨后緩慢下降。在第4期達到負效應的峰值，后期趨向0軸平穩(wěn)。這表明，中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響效應前期具有“正負交替”的特征，后期維持正效應。從圖6可知，當產(chǎn)業(yè)結構升級d(isupg)受到高職教育投入d(lngzjt)沖擊時，當期產(chǎn)生負效應，隨后轉向正效應，在第1期達到正效應的峰值，后期在0軸附近趨向平穩(wěn)。這說明，中部地區(qū)高職教育投入短期內(nèi)能起到推動產(chǎn)業(yè)結構升級的效果。

圖5 脈沖響應圖：中部樣本〔d(isupg) to d(lngzjt)〕

圖6 脈沖響應圖：中部樣本〔d(lngzjt) to d(isupg)〕

4.西部地區(qū)脈沖響應結果分析

從圖7可知，當高職教育投入(lngzjt)受產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)沖擊時，當期未做出響應，在第1期轉向負效應，之后轉向正效應，在第4期達到峰值，后期緩慢下降，正效應持續(xù)時間較長。這表明，長期內(nèi)西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用持續(xù)性較強。從圖8可知，當產(chǎn)業(yè)結構升級(isupg)對高職教育投入(lngzjt)沖擊時，當期就顯示出正效應，在第1期達到正效應的最大值，后期緩慢下降并趨向于0軸平穩(wěn)。這表明長期內(nèi)西部地區(qū)高職教育投入推動產(chǎn)業(yè)結構升級的正向效應具有一定的持續(xù)性。

圖7 脈沖響應圖：西部樣本〔isupg to lngzjt〕

圖8 脈沖響應圖：西部樣本〔lngzjt to isupg〕

(七)方差分解

方差分析的目的在于進一步分析全樣本地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級與高職教育投入之間的長期相互影響程度，解釋各指標對其他變量產(chǎn)生沖擊的方差貢獻率。由于在第10期后的變量沖擊效果基本趨于穩(wěn)定，因此，表5只呈現(xiàn)出各變量在第3期、第6期與第10期受到其他變量沖擊的方差貢獻率。

表5 方差分解

從全樣本方差分解來看，長期內(nèi)高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間存在較高的互動關系，推動產(chǎn)業(yè)結構升級有助于促進高職教育投入水平的提升，高職教育投入水平的提升可以起到推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用。其中，相比于產(chǎn)業(yè)結構升級對提升高職教育投入水平的影響貢獻率，高職教育投入對推動產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻程度更高。具體而言，全樣本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響貢獻率從第3期的10.5%增長到第10期的12.6%，而高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響貢獻率在第3期就高達20.5%，且一直保持增長趨勢，在第10期增長到32.6%。

從區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的方差分解來看，產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響貢獻率從高到低依次排序為中部、西部和東部地區(qū)。其中，東部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的貢獻程度呈下降趨勢，而中部地區(qū)呈增長趨勢。具體而言，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的貢獻率在第3期為13.2%，在第6期下降到11.8%，在第10期保持在11.9%；西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的貢獻率在第3期為18.2%，在第10期下降至17.6%；中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的貢獻率在第3期就高達24.0%，且保持增長趨勢，在第10期增長至27.6%。

從區(qū)域高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的方差分解來看，東部和西部地區(qū)的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響貢獻率比中部地區(qū)更大。高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響貢獻率從高到低依次排序為東部、西部和中部地區(qū)。具體而言，東部和西部地區(qū)高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻率增幅較大，分別從第3期的0.2%和0.9%，持續(xù)增長到第10期的14.8%和14.1%；而中部地區(qū)高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的貢獻率增幅較小，在第3期為6.9%，在第10期為8.9%。

(八)中介效應檢驗

高職教育投入作用于接受高職教育的學生群體，通過強化學生素質、提升高職教育為經(jīng)濟社會輸出的人力資本水平，進而滿足產(chǎn)業(yè)的結構升級需求，促進產(chǎn)業(yè)結構改造升級。為此，采用Sobel的檢驗方法檢驗中介效應，結果如表6所示。

表6 中介效應估計結果

如表6所顯示，Sobel的P值遠小于0.05，表示模型存在中介效應。從表6第Ⅰ列可知，高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的系數(shù)α1顯著為正，表明高職教育投入顯著促進產(chǎn)業(yè)結構升級。從表6的第Ⅱ列可以看出，高職教育投入對人力資本的系數(shù)β1顯著為負，又因該人力資本變量為負向指標變量，表明高職教育投入對高職教育為經(jīng)濟社會輸出的人力資本具有正向影響作用。從表6的第Ⅲ列可知，高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的系數(shù)χ1顯著為正，且人力資本對產(chǎn)業(yè)結構升級的系數(shù)χ2顯著為負。結合上述3列的系數(shù)符號及系數(shù)顯著性可以得出，高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用部分通過人力資本間接起作用。人力資本的中介效應值為0.255，表示高職教育投入促進產(chǎn)業(yè)結構升級的影響作用中有25.5%是來自人力資本的間接影響作用。

(九)穩(wěn)健性檢驗

為了驗證基于PVAR模型下的GMM估計結果的可靠性，采用替換模型的方式，運用Two-step SYS-GMM動態(tài)估計模型，并加入人力資本、城鎮(zhèn)化水平、技術創(chuàng)新等控制變量及以變量的滯后項作為模型的工具變量，對估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。

穩(wěn)健性檢驗結果表明，滯后1期的高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級影響系數(shù)的符號、大小及顯著性和滯后1期的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響系數(shù)的符號、大小及顯著性與PVAR模型下的GMM估計結果基本一致。因此，基于PVAR模型的分析表明高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系的估計結果具有較強穩(wěn)健性，基于估計結果得出的研究結論具有較高的可靠性。

五、研究結論與建議

(一)研究結論

本研究運用PVAR模型，就高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級的動態(tài)關系及其區(qū)域差異和人力資本的中介效應進行了多層面分析，得出如下結論：

第一，高職教育投入對推動產(chǎn)業(yè)結構升級短期內(nèi)具有正向效應；產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用短期內(nèi)呈現(xiàn)“正負交替”的階段性特征，意味著產(chǎn)業(yè)結構升級的變動與高職教育經(jīng)費投入的調(diào)整不是協(xié)同的。人力資本是高職教育投入影響產(chǎn)業(yè)結構升級的重要中介變量，高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響作用中有25.5%是來自人力資本的間接影響作用。

第二，高職教育投入在東部地區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用呈現(xiàn)明顯滯后性，在中部和西部地區(qū)短期內(nèi)顯著推動產(chǎn)業(yè)結構升級；長期內(nèi)西部地區(qū)高職教育投入推動產(chǎn)業(yè)結構升級的正向效應具有較強的持續(xù)性。西部地區(qū)人才流失較大，高職教育培養(yǎng)的人才未能留在地方為地方經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展服務，轉而流向其他經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)發(fā)展，是導致西部地區(qū)高職教育投入對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響系數(shù)比其他地區(qū)小的一個重要原因。在產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響層面，產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用在東部和中部地區(qū)存在一定滯后性，其促進作用短期內(nèi)西部地區(qū)比東部和中部地區(qū)更明顯；長期內(nèi)東部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的促進作用具有較強的持續(xù)性。

第三，整體上，相較產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響貢獻率，高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響貢獻率更高。從區(qū)域來看，產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響貢獻率從高到低依次排序為中部、西部、東部，其中東部和西部的產(chǎn)業(yè)結構升級對高職教育投入的影響貢獻率呈下降趨勢，而中部則呈增長趨勢；高職教育投入對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響貢獻率從高到低依次排序為東部、西部、中部。

(二)建議

基于上述研究結論，為更好促進高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構升級之間的動態(tài)協(xié)調(diào)，提升高職院校輸送人力資本的質量，推動職業(yè)教育現(xiàn)代化發(fā)展，本研究提出以下3點建議：

第一，重視高職教育區(qū)域發(fā)展的不平衡，加大高職教育投入。高職教育投入的增加對促進產(chǎn)業(yè)結構升級還有很大的發(fā)揮空間，尤其要加大對中西部地區(qū)的高職教育經(jīng)費投入，同時鼓勵高職學校通過加大校企合作力度和學校與區(qū)域經(jīng)濟合作深度，拓寬經(jīng)費來源渠道，減輕學校經(jīng)費負擔；優(yōu)化校內(nèi)資源的投入與分配，提高資源使用效率；重視師資投入，積極引進高層次人才，重視教師隊伍的研修與培訓投入，保障高職教育投入的數(shù)量與質量。

第二，深化產(chǎn)教融合力度，保障產(chǎn)教供需精準、持續(xù)對接。產(chǎn)教深度融合是高職教育高質量發(fā)展的關鍵一環(huán)，高職院校要以深化產(chǎn)教融合為重要著力點，加深高職教育在“引企入教”的投入深度，精準把握區(qū)域產(chǎn)業(yè)動態(tài)發(fā)展形勢，把產(chǎn)業(yè)升級的先進技術、工藝、發(fā)展經(jīng)驗等產(chǎn)業(yè)資源融入高職教育。同時，高職院校要優(yōu)化專業(yè)結構和人才培養(yǎng)方案，課程教學要對接產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要，保障高職教育投入與產(chǎn)業(yè)結構動態(tài)調(diào)整相適配。

第三，完善區(qū)域高職教育就業(yè)激勵機制，探索具有區(qū)域特色的高職教育培育模式。完善區(qū)域高職教育就業(yè)激勵機制有助于高職教育培養(yǎng)的高素質技能人才留在地方發(fā)揮自身人力資本優(yōu)勢，為區(qū)域產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展服務。同時，高職院校結合區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展特點，把握產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整升級的趨勢，建設具有區(qū)域特色的高職教育培育模式，這不僅能提升高職教育為產(chǎn)業(yè)輸入的高級人力資本的質量，還能減少人才外流，使高職教育院校培育的人才能為區(qū)域內(nèi)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展充分施展才干，保障區(qū)域高職教育的人才培養(yǎng)為區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供持續(xù)穩(wěn)定動力。