廣西全面實施職業(yè)教育攻堅政策對提高貧困縣農(nóng)村居民收入的作用

□ 李春華，張海云，王亞川

（1.廣西民族大學(xué)，廣西 南寧 530007；2.北京大學(xué)，北京 100871；3.中國研究型醫(yī)院學(xué)會，北京 100081）

教育是改變貧困落后地區(qū)面貌的重要手段之一。由于職業(yè)教育更側(cè)重實踐技能和實際工作能力的培養(yǎng)，且其培養(yǎng)周期較短、形式更為靈活，相對于正規(guī)學(xué)歷教育來說，通過發(fā)展職業(yè)教育提升勞動者勞動技能、使之獲得更高的教育回報、早日實現(xiàn)脫貧更容易一些，因此，近年來黨和政府非常重視發(fā)展職業(yè)教育對農(nóng)村勞動者技能提升和脫貧的作用。國務(wù)院于2002年發(fā)布的《關(guān)于大力推進職業(yè)教育改革與發(fā)展的決定》和2005年發(fā)布的《關(guān)于大力發(fā)展職業(yè)教育的決定》，都認為職業(yè)教育可以為包含農(nóng)村勞動者在內(nèi)的社會成員提供多種形式、多種層次的職業(yè)教育和職業(yè)培訓(xùn)，為“三農(nóng)”和消除貧困服務(wù)。2014年發(fā)布、實施的《國務(wù)院關(guān)于加快發(fā)展現(xiàn)代職業(yè)教育的決定》，在對待職業(yè)教育的態(tài)度上從“大力發(fā)展”轉(zhuǎn)變?yōu)椤凹涌彀l(fā)展”，在內(nèi)容上將一般意義上的職業(yè)教育變成對現(xiàn)代職業(yè)教育的強調(diào)，提出要加大對農(nóng)村、貧困地區(qū)和民族地區(qū)的職業(yè)教育支持力度，大力培養(yǎng)新型職業(yè)農(nóng)民。隨著脫貧攻堅步伐的加快，從2019年開始至今，黨和國家更是密集地發(fā)布了一系列關(guān)于職業(yè)教育的政策文件，助力推進貧困地區(qū)脫貧摘帽以及后續(xù)的鄉(xiāng)村振興建設(shè)。

作為經(jīng)濟欠發(fā)達和教育發(fā)展有待提高的省份，廣西有關(guān)政府部門深刻地體會到職業(yè)教育對于經(jīng)濟發(fā)展的重要性。廣西作為多民族聚居區(qū)、邊境地區(qū)和革命老區(qū)，加上各種歷史原因，經(jīng)濟發(fā)展水平有待提升，一直以來都是全國脫貧攻堅主戰(zhàn)場之一。與此同時，受師資力量、教育投入等方面原因的影響，廣西居民的受教育水平還有提升空間。正是基于上述認識，廣西壯族自治區(qū)人民政府在2007年12月發(fā)布了《關(guān)于全面實施職業(yè)教育攻堅的決定》，目的是解決生產(chǎn)一線人才匱乏和勞動者素質(zhì)偏低問題，促進就業(yè)、消除貧困、全面改善人民生活，建設(shè)富裕文明和諧新廣西。此后于2010年、2012年、2014年、2018—2020年陸續(xù)出臺相關(guān)政策，把實施職業(yè)教育視為扶貧開發(fā)攻堅的重要任務(wù)，強化職業(yè)教育在促進就業(yè)和扶貧方面的功能，表明了廣西壯族自治區(qū)人民政府想通過發(fā)展職業(yè)教育讓貧困地區(qū)人民早日擺脫貧困、推動經(jīng)濟發(fā)展的強烈意識和堅定決心。那么，自2007年底廣西發(fā)布《關(guān)于全面實施職業(yè)教育攻堅的決定》以來，這一政策舉措是否達到了預(yù)期目的及有何意義，將是本研究的主要內(nèi)容。

一、全面實施職業(yè)教育攻堅政策對提高貧困縣農(nóng)村居民收入作用有關(guān)文獻回顧

通過文獻梳理，我們得到與本主題密切相關(guān)的文獻回顧，歸納為兩個方面。

（一）職業(yè)教育對脫貧的作用及其機制

教育扶貧是諸多扶貧方式中比較有效且具有根本性意義的手段［1-2］，它可以幫助貧困人口阻斷貧困代際傳遞，樹立貧困人口的脫貧信心，從而走出貧困。

職業(yè)教育作為教育的一部分，由于其具有扶貧時間跨度短、見效較快等特點，因此具有增強貧困人口職業(yè)技能、提升人力資本、實現(xiàn)脫貧致富、防止永久性貧困的社會功能。通過職業(yè)教育或培訓(xùn)，不僅處于貧困狀態(tài)的個人可以獲得經(jīng)濟性資本收益、符號性資本收益以及緘默性資本收益，實現(xiàn)職業(yè)教育直接性扶貧、發(fā)展性扶貧和補償性扶貧［3］，而且對于一般的外出務(wù)工人員來說還可以彌補其正規(guī)教育的不足［4］，更容易獲得正規(guī)的就業(yè)機會［5］，在一定程度上提高其在城市勞動力市場的競爭力或者就業(yè)質(zhì)量［6］，進而提高農(nóng)村居民的個體收入乃至家庭整體的收入［7-8］，對農(nóng)村起到顯著的減貧作用。有的研究甚至進一步指出，與正規(guī)的初中或普通高中教育相比，職業(yè)教育有著更高的收入回報［9-10］；或者由于具有一定的技能，其失業(yè)的持續(xù)時間更短，再就業(yè)的機會更高［11］。

與大部分研究認為職業(yè)教育對于脫貧具有積極的影響不同，少量研究的結(jié)果表明職業(yè)教育對貧困地區(qū)個體收入水平的積極作用并不明顯［12］。當(dāng)然，也可能是由于處在特殊的經(jīng)濟衰退階段，教育促進作用并沒有像預(yù)期那樣獲得應(yīng)有的回報［13］。

（二）相關(guān)教育政策對收入影響的效果評估

當(dāng)前我國各級政府部門在相關(guān)教育政策扶貧效果的評估方面多采用較為簡單的自評、總結(jié)等形式進行，特別是對于政策實施所帶來的經(jīng)濟效益方面，多數(shù)采用定性的描述方式。與上述自我評估的方法不同，部分學(xué)者站在第三方的角度，較為客觀地進行評價。魏毅和彭玨通過對重慶市“雨露計劃”培訓(xùn)學(xué)員的回訪，對賦能式扶貧開發(fā)進行了效果分析，肯定了職業(yè)教育扶貧機制的有效性［14］。沈洋基于貴州省“雨露計劃助學(xué)工程”的實踐和思考，論述了新形勢下教育扶貧的模式選擇和意義闡釋，從理論和實踐層面肯定了貴州省實施“雨露計劃助學(xué)工程”工作的適當(dāng)性和有用性［15］。

與上述學(xué)者的定性研究不同，部分學(xué)者試圖通過更為客觀中立的量化指標(biāo)，構(gòu)建一套指標(biāo)體系來進行評估。在評估“雨露計劃”的效果上，華中科技大學(xué)減貧與發(fā)展研究院受國務(wù)院扶貧辦信息中心的委托，完成了“雨露計劃工作方案基礎(chǔ)和績效評價機制及指標(biāo)體系研究”課題，陳平路等人在借鑒這一評價指標(biāo)體系的基礎(chǔ)上，選擇政策目標(biāo)對象受益程度指標(biāo)（2項）和政策影響效果分析指標(biāo)（4項）兩類共6項，之后運用2010—2014年云南、廣西、重慶和湖北4個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）扶貧開發(fā)建檔立卡的面板數(shù)據(jù)，采用前后對比、實驗組對比的方法，評估了“雨露計劃”的政策影響效果。其結(jié)果表明，“雨露計劃”顯著改善了中職就讀情況，試點縣的政策效果較非試點縣更加明顯［16］。在教育扶貧政策實施效果評估方面，袁利平和丁雅施設(shè)計了一個龐大的評估指標(biāo)體系，涵蓋教育投入、過程保障、教育產(chǎn)出和教育脫貧4個一級指標(biāo)、10個二級指標(biāo)和34個三級指標(biāo)，依據(jù)AHP理論對每個指標(biāo)的權(quán)重進行賦值。在對指標(biāo)值標(biāo)準(zhǔn)化處理之后，使用一個綜合的公式計算出反映某一地區(qū)教育扶貧政策實施效果的具體績效分值，分值越高，則表示該地區(qū)教育扶貧政策實施效果越好［17］。

總的來說，絕大多數(shù)學(xué)者的研究結(jié)果表明教育對于減少貧困、提高收入起到了正向的作用，尤其是職業(yè)教育對于脫貧、提高農(nóng)村居民收入的積極作用尤為明顯。上述學(xué)者從各自角度、不同的研究內(nèi)容和方法出發(fā)，研究了教育與收入之間的關(guān)系，為本文的寫作打下了堅實的基礎(chǔ)。然而，盡管已有研究對于相關(guān)的教育政策對農(nóng)戶收入的效應(yīng)進行了豐富的討論和量化分析，但在某些方面仍然存在不足。在所使用的數(shù)據(jù)方面，由于不同的調(diào)查數(shù)據(jù)在研究目標(biāo)、抽樣方案上存在差異，導(dǎo)致學(xué)者們得到的結(jié)論不盡相同，有的甚至出現(xiàn)相反的結(jié)論；此外，困于數(shù)據(jù)的可得性，大部分實證研究采用橫截面的數(shù)據(jù)而沒有使用多期的面板數(shù)據(jù)考慮其動態(tài)變化，更沒有考慮部分解釋變量的滯后效應(yīng)。在所評估的教育政策方面，學(xué)者們涉及了高等教育擴招政策、義務(wù)教育法、“雨露計劃”和國家貧困地區(qū)義務(wù)教育工程等，但鮮有涉及教育扶貧政策，更沒有涉及作為教育的一個分支——職業(yè)教育對脫貧的作用。在有限的教育扶貧政策對脫貧的效用分析中，多數(shù)學(xué)者通過一套龐大的指標(biāo)體系來進行計算和反映，然而這些指標(biāo)在構(gòu)建過程中難免會帶有一定的主觀色彩。多數(shù)研究將政策的效用進行整體的分析，而沒有考慮到其對于不同地區(qū)的異質(zhì)性。對于廣西來說，雖然在全國范圍內(nèi)整體上屬于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，但廣西壯族自治區(qū)內(nèi)部也具有貧困縣和非貧困縣之分，兩者的經(jīng)濟發(fā)展水平也存在一定的差距。那么，盡管在廣西壯族自治區(qū)境內(nèi)都實施了同樣的職業(yè)教育政策，但同一政策是否對于這兩種不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)具有相同的影響作用呢？如果有所不同，具體的表現(xiàn)及其可能的原因又為何？我們應(yīng)該在今后如何更有針對性、更有效地發(fā)揮職業(yè)教育在廣西鄉(xiāng)村振興中的作用等等，都有待做進一步的深入研究。

基于此，本文使用廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計局公布的最新數(shù)據(jù)，即廣西壯族自治區(qū)87個縣市2004—2020年的面板數(shù)據(jù)，采用多元回歸模型，客觀評估2007年底廣西壯族自治區(qū)人民政府發(fā)布、實施的《關(guān)于全面實施職業(yè)教育攻堅的決定》對農(nóng)村居民收入的影響效果，以及對貧困縣和非貧困縣的影響作用等，以得到本研究相關(guān)問題的解答。

二、數(shù)據(jù)來源與方法

（一）樣本及變量描述

本研究絕大部分的數(shù)據(jù)來源于歷年的《廣西統(tǒng)計年鑒》，出于研究的需要，極少部分缺失的數(shù)據(jù)由筆者采用前后兩年的均值填補得到。由于廣西壯族自治區(qū)統(tǒng)計局官網(wǎng)只公布了2004—2020年的數(shù)據(jù)①，故本文只采用這些年份的數(shù)據(jù)進行分析。截至2020年底，廣西共有111個縣（市、區(qū)），自2004—2020年間由于有的縣存在合并或拆分的情況，同時有的縣成立較晚，部分指標(biāo)相應(yīng)的數(shù)據(jù)缺失嚴重，考慮到數(shù)據(jù)的一致性和延續(xù)性，本文篩選了數(shù)據(jù)較為完整和延續(xù)的87個縣作為考察對象。

本文的因變量是“農(nóng)村居民收入”，使用的是歷年《廣西統(tǒng)計年鑒》中這87個縣的農(nóng)村居民人均純收入。為消除異方差性，對這一變量做了取對數(shù)處理。

本文的核心自變量有兩個，一是“發(fā)布《關(guān)于全面實施職業(yè)教育攻堅的決定》”這一政策因素（下文簡稱“政策實施”）。由于“政策實施”是2007年12月22日提出的，因此可以近似認為該政策在2008年初才真正施，故將2008—2020年取值為1（即政策實施），2004—2007年取值為0（即政策尚未實施）。這一變量是二分類變量。二是“是否為貧困縣”。本文所定義的貧困縣為國家級貧困縣，按照1994年公布的國家級貧困縣名單得到②。2012年國務(wù)院扶貧辦公布過新的貧困縣名單，由于本文研究的政策發(fā)布是在2007年底，故這里沿用1994年公布的名單。本文的國家級貧困縣共有28個，分別為隆安縣、馬山縣、大化瑤族自治縣、羅城仫佬族自治縣、那坡縣、凌云縣、東蘭縣、鳳山縣、融水苗族自治縣、金秀瑤族自治縣、隆林各族自治縣、西林縣、三江侗族自治縣、德保縣、靖西縣、田林縣、樂業(yè)縣、天等縣、巴馬瑤族自治縣、環(huán)江毛南族自治縣、都安瑤族自治縣、龍勝各族自治縣、忻城縣、龍州縣、田東縣、平果縣、南丹縣和天峨縣，占樣本總縣數(shù)的32.18%。

在控制變量方面，經(jīng)濟發(fā)展水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況等因素也對農(nóng)村居民的收入具有重要的影響。結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，課題組將以下控制變量納入模型進行分析，分別為人均地區(qū)生產(chǎn)總值、公路里程數(shù)、各縣人民政府到自治區(qū)人民政府的距離和時間、中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立、是否為少數(shù)民族自治縣。其中人均地區(qū)生產(chǎn)總值和公路里程數(shù)直接采用歷年《廣西統(tǒng)計年鑒》中相應(yīng)指標(biāo)的數(shù)據(jù)。各縣人民政府到自治區(qū)人民政府的距離數(shù)據(jù)從百度地圖中搜集得到，先是輸入各縣人民政府和廣西壯族自治區(qū)人民政府字段，然后按照駕車模式進行搜索，收集各種推薦模式中最短的公里數(shù)及相應(yīng)的時間。由于廣西毗鄰東盟，考慮到2010年1月1日正式成立的中國—東盟自貿(mào)區(qū)可能會對廣西農(nóng)村居民的人均純收入產(chǎn)生影響，為厘清“政策實施”對農(nóng)村居民人均純收入的凈影響，也需要對這一變量加以控制?！爸袊獤|盟自貿(mào)區(qū)”變量采取虛擬變量的形式，2010年及以后取值為1，2010年以前取值為0?！笆欠駷樯贁?shù)民族自治縣”是一個二分變量，將各縣名稱中帶有“自治縣”字樣的縣取值為1，其他縣取值為0。本文涉及的少數(shù)民族自治縣有12個，分別是融水苗族自治縣、三江侗族自治縣、龍勝各族自治縣、恭城瑤族自治縣、隆林各族自治縣、富川瑤族自治縣、羅城仫佬族自治縣、環(huán)江毛南族自治縣、巴馬瑤族自治縣、都安瑤族自治縣、大化瑤族自治縣和金秀瑤族自治縣。

同樣，為了消除異方差性，對人均地區(qū)生產(chǎn)總值、公路里程、到自治區(qū)政府的距離和時間這四個變量都做了取對數(shù)處理。需要說明的是，考慮到人均地區(qū)生產(chǎn)總值可能對收入具有滯后影響，這里我們還加入了人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)滯后一期變量進入模型。通過各變量的選取和構(gòu)造，得到本文主要變量的分布情況如表1所示。

表1 主要變量分布情況

（二）模型設(shè)置

根據(jù)本文的研究目的，我們將“政策實施”和“是否為貧困縣”作為核心解釋變量加入模型，同時考慮兩者的交互項以及一些必要的控制變量，評估廣西壯族自治區(qū)“全面實施職業(yè)教育攻堅”政策對農(nóng)村居民人均純收入的影響及其對貧困縣和非貧困縣影響的異質(zhì)性，方程設(shè)定如式（1）所示。

其中，Lnincomeit是i縣在t時期的因變量，在本文是農(nóng)村居民人均收入對數(shù)。Policyt是“政策實施”虛擬變量，Povertyi為“是否為貧困縣”虛擬變量，Policyt×Povertyi是“政策實施”和“是否為貧困縣”的交互作用。Xit是各控制變量，這里是人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)（Lnpgdp）、人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)滯后一期（L.Lnpgdp）、公路里程對數(shù)（Lnhighway）、縣政府到自治區(qū)政府的距離對數(shù)（Lndisdance）及時間對數(shù)（Lnminute）、是否建立中國—東盟自貿(mào)區(qū)（ASEAN）以及是否少數(shù)民族自治縣（Ethic）。β0是截距項，其余各個β系數(shù)是各變量的偏回歸系數(shù)，εit是殘差項。

為了后文對政策效應(yīng)異質(zhì)性分析的方便，同時能直觀了解各年份貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民年人均純收入（以下簡稱“人均收入”）的變化情況，我們根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)制作了圖1。從圖1可知，2004到2020年期間，除了2011年，都表現(xiàn)為貧困縣農(nóng)村居民的人均收入低于非貧困縣農(nóng)村居民的人均收入。在“政策實施”的2008年之前，貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民人均收入的變化趨勢基本一致。在2008年之后，貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民的人均收入都有所上升，且上升的速度都在不斷加快，但兩者的差距有所加大。2011年的情況比較特殊，貧困縣農(nóng)村居民的人均收入高于非貧困縣的，主要的原因是有9個貧困縣（分別為田東縣、平果縣、德?？h、靖西縣、那坡縣、凌云縣、樂業(yè)縣、田林縣和西林縣）農(nóng)村居民人均純收入高于8000元，導(dǎo)致該年份28個貧困縣的總體均值偏高。當(dāng)然，由于圖1沒有考慮其他變量對收入的影響，我們無從知曉這種收入的變化是否全部為“政策實施”帶來的，或者由“政策實施”所帶來的效應(yīng)到底有多大，故需要做后續(xù)的多元回歸分析。

圖1 2004—2020年廣西貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民人均純收入

三、實證研究

（一）回歸結(jié)果

這里我們分三個模型進行對比，以分析政策因素的凈效應(yīng)。模型1為不加入控制變量的模型，模型2和模型3為加入其他控制變量的模型，后兩個模型的區(qū)別僅表現(xiàn)在所選用的反映交通便利程度的其中一個代理變量有所不同：模型2用的是到自治區(qū)人民政府的距離對數(shù)，而模型3用的是到自治區(qū)人民政府的時間對數(shù)。由于這兩個變量高度相關(guān)，如果同時納入模型會造成較為嚴重的多重共線性，因此需要將這兩個變量分開納入模型。此外，這種操作得到的結(jié)果也能在某種程度上反映回歸結(jié)果的穩(wěn)健與否。通過統(tǒng)計分析，得到表2（見下頁）的回歸結(jié)果。

表2 “政策實施”對廣西農(nóng)村居民人均收入影響的評估

模型1中，“政策實施”的偏回歸系數(shù)為正，說明與沒實施政策相比，政策的實施顯著地提高了農(nóng)村居民的人均收入?！笆欠駷樨毨Эh”的偏回歸系數(shù)為負，說明與非貧困縣相比，貧困縣的農(nóng)村居民人均收入更低?！罢邔嵤焙汀笆欠駷樨毨Эh”的交互效應(yīng)系數(shù)為正。上述三個變量，無論是主效應(yīng)還是交互效應(yīng)，都在0.1水平上顯著。此外，雖然模型1只有三個變量，但這三個變量聯(lián)合起來解釋了因變量變異的56%左右，具有較強的解釋力。但由于沒有加入其他控制因素，這里的政策凈效應(yīng)很可能存在一定的偏誤。

模型2的結(jié)果顯示，所有變量都在0.1水平上顯著。前三個變量的偏回歸系數(shù)符號方向和顯著性情況與模型1的一致，但這三個變量偏回歸系數(shù)的絕對值都較模型1的小，說明在沒有考慮其他控制變量的情況下，政策的作用被高估了。根據(jù)式（1），得到在控制其他變量的情況下，當(dāng)“政策實施”和“是否為貧困縣”分別取不同值時，對農(nóng)村居民人均純收入的影響效應(yīng)分別為：實施政策的貧困縣為0.0485（=0.1848-0.1849+0.0486），實施政策的非貧困縣為0.1848（=0.1848+0+0），說明政策實施顯著促進了農(nóng)村居民人均純收入的增加，但對非貧困縣的影響更大一點，這也解釋了圖1中2008年及以后的兩條曲線為何整體處于上升態(tài)勢但依然存在差距（2011年除外）；未實施政策的貧困縣的效應(yīng)為-0.1849（=0-0.1849+0），未實施政策的非貧困縣為0（=0+0+0，即考慮了交互作用的參照組），說明在沒有政策實施的情況下貧困縣農(nóng)村居民人均收入比非貧困縣的要低，這也解釋了圖1中2008年以前為何貧困縣的曲線低于非貧困縣的曲線。從計算的結(jié)果來看，當(dāng)政策實施后，貧困縣的效應(yīng)比非貧困縣的效應(yīng)要低-0.1363（=0.0485-0.1848）；當(dāng)實施政策前，貧困縣的效應(yīng)比非貧困縣的效應(yīng)要低-0.1849（=-0.1849-0）。此外我們還可以看到，由于實施了政策，貧困縣與非貧困縣效應(yīng)差值的絕對值變小了（|-0.1363|＜|-0.1849|），這從表面上看似乎與圖1中2008年及以后貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民人均收入差距在增大相悖，但上述實證結(jié)果表明，政策的實施的確起到了縮小兩者差距的作用，現(xiàn)實中兩者差距的加大是由其他原因帶來的，例如，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化、城鎮(zhèn)化建設(shè)步伐的加快等。

在其他控制變量中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值對數(shù)及其一階滯后項都對農(nóng)村居民收入具有正向的影響，說明當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值越高，農(nóng)村居民當(dāng)年的人均收入就越高，且當(dāng)期人均地區(qū)生產(chǎn)總值對后續(xù)一年的農(nóng)村居民人均收入具有顯著的影響效應(yīng)，且這種效應(yīng)（回歸系數(shù)是0.2780）比當(dāng)期的影響效應(yīng)（回歸系數(shù)是0.1212）來得更大一點，體現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的滯后效應(yīng)。公路里程對數(shù)顯著為正，說明公路里程越長，農(nóng)村居民的人均收入就越高。要想富，先修路且多修路，交通硬件設(shè)施的發(fā)展會促進當(dāng)?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展?！暗阶灾螀^(qū)人民政府的距離對數(shù)”變量系數(shù)顯著為負，說明各縣人民政府如果距離自治區(qū)政府的距離越遠，則當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的人均收入就越低，這一結(jié)果也合乎邏輯。廣西毗鄰東盟，有利的地理位置優(yōu)勢使得在中國-東盟自貿(mào)區(qū)建立之后，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的人均純收入得到顯著提高。相對于非少數(shù)民族自治縣的農(nóng)村居民來說，少數(shù)民族自治縣的農(nóng)村居民人均純收入要低一些。

當(dāng)我們更換了反映交通便利程度之一的代理變量后，模型3的結(jié)果顯示，模型3和模型2共有的自變量中，除了“是否為少數(shù)民族自治縣”變量變得沒有在0.1水平上顯著以外，其他變量回歸系數(shù)的大小、方向及其顯著程度都相差不大。從絕對值來看，模型3前三個變量的偏回歸系數(shù)相差不大，且其顯著性水平相同。新納入的“到自治區(qū)政府的時間對數(shù)”變量回歸系數(shù)為負，且在0.01水平上顯著，說明各縣人民政府到自治區(qū)人民政府的時間越長，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的人均純收入就越低，這一結(jié)論與模型2中“到自治區(qū)政府的距離對數(shù)”變量的回歸結(jié)果邏輯一致。因此，盡管更改了反映交通便利程度的代理變量，其對當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民人均純收入的影響機制都是相同的：交通條件越好，越是便利，就越能給當(dāng)?shù)匕傩諑砀＠?。其他控制變量對因變量的影響作用非常接近，在此不再贅述?/p>

同樣，我們根據(jù)式（1）計算得到在控制其他變量的情況下，當(dāng)“政策實施”和“是否為貧困縣”分別取不同值時，對農(nóng)村居民人均收入的影響效應(yīng)分別為：實施政策的貧困縣為0.0533，實施政策的非貧困縣為0.1873，未實施政策的貧困縣為-0.1829，未實施政策的非貧困縣為0，這些結(jié)果同樣說明了政策實施顯著促進了農(nóng)村居民人均收入的增加，且對非貧困縣的影響更大，同時政策的實施使實施政策的非貧困縣與實施政策的貧困縣之間的差距小于未實施政策的非貧困縣與未實施政策的貧困縣之間的差距。

與此同時，我們看到模型2和模型3調(diào)整的R平方為0.86左右，說明納入回歸方程的所有自變量共同解釋了因變量86%左右的變異，具有較強的解釋力。此外，統(tǒng)計結(jié)果顯示，整體回歸方程在0.001水平上顯著，說明模型設(shè)置的合理性。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗上述回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，這里使用兩種方法來進行穩(wěn)健性檢驗。第一種是將非貧困縣進行縮尾處理，第二種是使用反事實分析。對于第一種，將原來的59個非貧困縣按2004年基期的地區(qū)生產(chǎn)總值從小到大進行排序，刪除數(shù)值較低的1/10的樣本（即6個縣），同時保持貧困縣不變，重新做回歸分析。由于非貧困縣做了縮尾處理，其經(jīng)濟發(fā)展水平較原來的更高，故其回歸結(jié)果更能凸顯政策實施對貧困縣和非貧困縣農(nóng)村居民收入影響的異質(zhì)性。第二種方法是在2007年底政策實施之前選取某一年作為虛擬的政策實施年，來重新得到虛擬的政策效用。由于本研究采用的是2004—2020年的數(shù)據(jù)，且視2008年為政策實際實施年份，所以選取2004—2008年的中間年份即2006年作為虛擬的政策實施年，也即假設(shè)政策在2006年就開始實施，看看其給農(nóng)村居民帶來的回報情況。通過統(tǒng)計分析，得到的結(jié)果如表3所示。

表3（見后）中的模型4與表2的模型1結(jié)果相差不大，只不過交互項沒有在0.1水平上顯著而已。模型5和模型6前三個變量的偏回歸系數(shù)方向、大小和顯著性水平都與表2的模型2和模型3結(jié)果差不多，只是其絕對值較表2的大了一些。根據(jù)式（1）進行計算，在控制其他變量的情況下，當(dāng)“政策實施”和“是否為貧困縣”分別取不同值時，對農(nóng)村居民人均收入的影響效應(yīng)分別為：模型5中實施政策的貧困縣為0.0491，實施政策的非貧困縣為0.1956，未實施政策的貧困縣為-0.1971，未實施政策的非貧困縣為0；模型6中這四個數(shù)分別為0.0533、0.1974、-0.1951和0。無論是模型5還是模型6，前兩個數(shù)值都較表2得到的相應(yīng)計算結(jié)果大，更凸顯了政策實施對農(nóng)村居民人均收入的促進作用。

通過反事實分析法得到的模型7、模型8、模型9表明，假設(shè)在2006年而非2007年底開始實施該項政策決定，政策的實施更是對農(nóng)村居民人均收入起到了顯著的促進作用。一方面體現(xiàn)在模型8比模型2、模型9比模型3的顯著性水平更高，另一方面體現(xiàn)在根據(jù)式（1）計算得到的結(jié)果方面，模型8和模型9上述的前兩個數(shù)值分別為0.0506和0.1895、0.0554和0.1920，也都比表2相應(yīng)的計算結(jié)果大，說明在其他因素不變的情況下如果更早地實施相關(guān)的政策，政策回報將來得更早、更大。

此外，我們的計算結(jié)果還表明，無論是采用哪一種穩(wěn)健性檢驗的方法，通過政策的實施都起到了縮小貧困縣和非貧困縣差距的作用?？刂谱兞糠矫妫?的結(jié)果與表2的結(jié)果在回歸系數(shù)方向和顯著性水平上相差不大，也同樣說明了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗：非貧困縣縮尾處理和反事實分析的回歸結(jié)果

四、結(jié)論與討論

基于各種歷史原因，廣西的經(jīng)濟發(fā)展一直都是自治區(qū)各級政府的工作重點之一，而作為經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的廣西，貧困縣的經(jīng)濟發(fā)展更是重中之重?；趶V西正規(guī)學(xué)歷教育發(fā)展的有限性和職業(yè)教育所具有的各種優(yōu)勢，廣西壯族自治區(qū)人民政府于2007年12月發(fā)布了《關(guān)于全面實施職業(yè)教育攻堅的決定》，目的是早日擺脫貧困、改善人民生活，促進經(jīng)濟發(fā)展。那么，這一政策給農(nóng)村居民帶來了怎樣的回報？在貧困縣和非貧困縣的回報是否相同？為了解答這些疑問，我們選取了廣西2004—2020年87個縣（市）的面板數(shù)據(jù)，采用多元回歸的方法，考察全面實施職業(yè)教育攻堅政策的回報及其異質(zhì)性。

研究結(jié)果表明，在控制一些必要因素的情況下，廣西壯族自治區(qū)全面實施職業(yè)教育攻堅政策顯著提高了農(nóng)村居民的收入，且對非貧困縣的影響大于對貧困縣的影響，同時政策的實施起到了縮小貧困縣和非貧困縣差距的作用。這些結(jié)論一方面說明廣西在實施職業(yè)教育攻堅政策以后，廣西全體農(nóng)村居民獲得了實實在在的經(jīng)濟回報，因此在當(dāng)前全面推進鄉(xiāng)村振興建設(shè)階段，仍需發(fā)揮這一政策的積極作用，進一步加大在職業(yè)教育數(shù)量上的投入以及對職業(yè)教育質(zhì)量的提升；另一方面說明還應(yīng)該著重對貧困縣加大政策支持力度，給予相應(yīng)的資金、師資和服務(wù)等方面的配套措施，為防止返貧和鄉(xiāng)村振興而努力。

研究結(jié)果還表明，當(dāng)?shù)氐貐^(qū)生產(chǎn)總值越高，農(nóng)村居民的收入就越高；公路里程越多、距離自治區(qū)政府越近、到自治區(qū)政府的時間越短，當(dāng)?shù)剞r(nóng)村居民的收入就越高；中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立顯著提高了農(nóng)村居民的人均收入；相對于非少數(shù)民族自治縣而言，少數(shù)民族自治縣的農(nóng)村居民人均收入偏低。上述結(jié)果亦通過了使用非貧困縣縮尾處理和反事實分析兩種方法的穩(wěn)健性檢驗，說明了上述回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

基于以上實證分析結(jié)果，我們認為對于廣西來說，全面實施職業(yè)教育攻堅政策在提高農(nóng)村居民收入方面達到了預(yù)期目的，且還起到了縮小貧困縣和非貧困縣收入差距的作用。展望未來，今后仍需將這一政策進行深入貫徹和不斷完善，繼續(xù)加大職業(yè)教育的投入，覆蓋更多的人群，同時提高職業(yè)教育的質(zhì)量，以獲得更高的回報。除此之外，還需要從各種渠道發(fā)展經(jīng)濟、提高交通的便利程度、深化廣西與東盟的貿(mào)易合作、更加關(guān)注少數(shù)民族聚居區(qū)等方面入手，共同致力于提高當(dāng)?shù)鼐用竦氖杖胨剑瑸殪柟堂撠毿Ч?、振興鄉(xiāng)村、提升廣西經(jīng)濟做出應(yīng)有的努力。

注釋：

①分別對應(yīng)2005—2021年的《廣西統(tǒng)計年鑒》。

②貧困縣名單參見網(wǎng)站https://www.doc88.com/p-9743614374954.hml?r=1.，發(fā)布時間2014年12月7日。