我國高校人力資源的省際差異及其變化趨勢

日期:2018-10-10 / 人氣: / 來源:未知

一、問題的提出
資源公平是質性公平與教育公平的高級形態, 是高等教育公平本真。[1]一種社會現實, 無論是社會規范體系, 還是既存秩序都不是由政策宣示來型塑, 也不能僅僅依靠名義性行動中大量的文件、法規來刻畫。對規范系統最有效的檢驗方法是支撐這個系統的資源配置模式, 而對既存秩序最有效的解讀也源自對資源配置結構的觀察。[2]對高等教育公平性問題的觀察, 只有從資源公平的角度進行分析, 才能得到真實的了解和正確的認識。因此, 許多學者對高等教育資源的均衡性問題進行了大量的研究。從目前區域高等教育資源均等化的研究狀況來看, 絕大多數研究都將焦點放在教育經費上。這些研究對生均總經費、事業性經費、基建經費收入和支出的省際公平進行了深入的理論研究和實證分析。[3-12]然而, 高等學校資源并非僅限于教育經費。根據段從宇等人的研究, 高等學校資源可分為財力資源、物力資源、人力資源、組織資源、信息資源、政策資源和其他資源等七個類別。[13]其中, 人力資源是生產力諸要素中最為活躍的因素, 其他資源的作用發揮依賴于人力資源的整合利用, 且高校的主要活動是精神活動, 而精神活動對人力資源具有天然的高度依賴性。因此, 人力資源是高校發展的核心因素, 其數量、質量決定著高校的活力和發展水平。[14]
雖然也有部分學者將人力資源納入區域高等教育資源均等化的研究之中, 但都只將教師總量、師生比、高職稱與高學歷教師擁有率作為評價指標。[15-18]這些研究將教師資源等同于高校人力資源。雖然教師在高校人力資源體系中具有關鍵地位, 但不是唯一的人力資源。高校除教學事務以外, 還有大量復雜的管理事務、后勤事務, 必須由專業人員負責實施。因此, 這些專業人員也是高等學校人力資源的重要組成部分②。
按照陳春萍的研究, 高校人力資源指的是從事教學、科研、管理和后勤服務等方面工作的教職工總體所具有的勞動能力的總和。[19]以此定義為基礎, 結合統計資料的口徑③, 本文將高校人力資源分解為專任教師、行政人員、教輔人員和工勤人員。其中, 專任教師是指具有教師資格, 專門從事教學工作的人員;行政人員是指從事行政管理、教學管理、科研管理和政治工作的人員;教輔人員是指從事教學輔助工作, 為教學服務的人員, 包括圖書館的管理員等專業技術人員;工勤人員是指校本部的工人和勤雜人員, 包括教學輔助單位的工人。以此為基礎, 可以將測算高校人力資源省際差異的指標相應地分解為生均④教師數⑤、行政人員數、教輔人員數和工勤人員數。
本文將高等學校人力資源公平性納入高等教育資源公平性研究中, 利用基尼系數、泰爾系數及其分解技術測算我國高等學校⑥人力資源的省際差異, 揭示省際差異的發展趨勢、內在結構與變動情況, 并試圖尋找或驗證影響我國高等學校人力資源省際差異的主要因素, 以期為我國高等學校人力資源地區公平性問題的研究積累若干扎實的經驗材料, 也為相關行政部門協調我國高等學校人力資源省際差異提供較為可靠的決策依據。
二、研究方法
1.基尼系數、泰爾系數在教育研究領域中的適用性
雖然基尼系數和泰爾系數多用于收入分配問題的研究, 但實際上, 作為常用的統計分析方法, 基尼系數和泰爾系數是廣義的分析工具, 不僅可用于收入分配問題的研究, 還可以用于其他分配問題和均衡程度的分析。[20]同時, 基尼系數和泰爾系數所具有的可分解性, 使其成為測量居民收入差距、地區經濟差距等問題十分有效的工具。[21-23]引入教育領域后, 基尼系數和泰爾系數就成為反映國家或地區教育獲得差異的常用指標。[24-27]國外學者A.H.Ter Weele、J.Maas、M.Sheret、Thomas Vinod、Shor-rocks, etc.以及張煒、鮑威、胡耀宗、孫百才、李祥云、侯龍龍等國內學者利用基尼系數和泰爾系數在教育研究領域相繼做出了較高水平的研究⑦。也就是說, 從技術方法的測算邏輯和教育公平研究的已有經驗來說, 利用基尼系數和泰爾系數作為測度高等學校人力資源省際差異的分析工具是合適并有效的。
2.基尼系數、基尼系數結構分解、基尼系數變動分解
以洛倫茲曲線為基礎, 基尼系數的具體測算有多種函數表達, 本文采用習明等人提出的協方差公式[28]并將其表達為:

按照Kakwani的研究結論[29], 基尼系數具有可按子類別進行分解的特點, 把各分項人力基尼系數匯總即可測算出總體人力資源的基尼系數G, 其表達式為:

在式 (1) 、 (2) 中, Ck表示分項人力資源的基尼系數, n表示考察的省區總數, vy為各個省區各分項人力資源的平均值, i為按分項人力資源從小到大排列的省區序號, yi為各省區分項人力資源, G代表總體人力資源的基尼系數, Sk為當年分項人力資源占總體人力資源的比值。
顯然, SkCk/G100%可用來表示第k項人力資源對總體人力資源基尼系數的百分比貢獻率。按照Adams的定義, 我們還將Ck/G命名為相對集中系數 (Relative Concent ration Coefficient, 即RCC) 。[30]如果某分項人力資源的RCC大于1, 則該分項人力資源對總體人力資源的省際差異起促進作用 (即差異促增) 。如果某分項人力資源的RCC小于1, 則該分項人力資源對總體人力資源的省際差異起減緩作用 (即差異促減) 。
在測算高等教育人力資源省際差異的基礎上, 研究人力資源省際差異的變動也許比研究人力資源省際差異的構成更具政策意義。這和研究某一國家的經濟增長比研究該國家經濟總量構成更具現實意義[31]是一個道理。
用ΔG代表相鄰兩年人力資源基尼系數的變化值, 用t代表年份, 根據式 (2) 可將ΔG表示為:

同理, 我們可定義 ΔS = Sk (t+1) - Skt, ΔC =Ck (t+1) -Ckt。這樣, 我們可將ΔSk+Skt和ΔCk+Ckt分別替代式 (3) 中的Sk (t+1) 和Ck (t+1) , 稍加整理即可得到:

式 (4) 中, ΔG代表兩個年度間總體人力資源基尼系數的變化, ΔSk代表人力資源結構的變化, ΔCk代表分項基尼系數的變化。進一步地, 式 (4) 右側三組表達式分別表示引起總體人力資源省際差異變化的三類作用: (1) ΣΔSkCkt代表由分項人力資源的比重變化引起的總體人力資源基尼系數變化, 可將其命名為“結構效應”; (2) ΣSktΔCk表示由分項人力資源集中程度的變化, 也就是由分項人力資源的地區差異變化引發的總體人力資源基尼系數的變動, 可將其定義為“集中效應”; (3) ΣΔSkΔCk則代表由結構效應和集中效應共同作用導致的總體人力資源基尼系數的變動, 可稱其為“綜合效應”。[32]在探索和尋找引發基尼系數變動因素方面, 這種分解公式是一種極佳的技術工具, 用它研究導致人力資源省際差異的原因具有很強的科學性和實用性⑧。
對人力資源基尼系數的變動進行結構分解具有很強的政策意義。如果國家力圖縮小高等學校生均人力資源的省際差異, 就有必要找出導致差異的主要原因。這是因為, 應對結構效應、集中效應和綜合效應帶來的人力資源省際差異的政策舉措是不一樣的。制定切實有效的相關政策, 首先要求探尋造成教育不平等的根源。[33]如果錯誤地將由結構效應引發的省際差異歸結為集中效應, 相關決策部門出臺的政策、標準和投資可能并不能真正縮小高等學校人力資源的省際差異, 反而會“好心辦壞事”。
3.泰爾系數、泰爾系數分解
定義泰爾系數為T, 則T可表示為:

在式 (5) 中, n是省區總數, yi表示第i個省區高等學校生均人力資源, 為各省區人力資源的均值。泰爾系數的取值為0~ ∞, 其數值越接近0, 則表示各省區人力資源越均等, 差異越小;反之, 泰爾系數數值越大, 則表示各省區人力資源越不均等, 差異也越大。[34]作為衡量不平等程度的常用指標, 泰爾系數的最大優點是能將人力資源省際差異分解為組內差異與組間差異, 而基尼系數進行這方面的分解后有冗余部分。[35]在測算并獲得我國高等學校人力資源省際差異的結果之后, 利用泰爾系數的可分解性, 可將31個省區按研究的需要分成K組, 其泰爾系數可分解為:

在式 (6) 中, nk/n表示子組K的省區數占全國31個省區的比值, 表示子組K的人力資源均值, 表示子組K的累積人力資源占31個省區人力資源之和的比值, 表示第K組的泰爾系數。同時, 式 (6) 中的第一項是以累積人力資源比值為權重的各子組泰爾系數的加權和, 其統計學意義為各組內人力資源的差異, 可記為組內差異 (TW) , 第二項是每一子組加權后平均人力資源的泰爾系數, 其統計學意義為組間人力資源不均等對總體不均等的作用, 可記為組間差異 (TB) 。用比值TW/T、TB/T可分別表示組內差異和組間差異對總體差異的貢獻度。
上述對泰爾系數的分解是有意義的。如果想要知道某個因素是否對我國高等學校人力資源的省際差異具有影響, 我們就可以按照該因素對31個省區進行劃分, 分別計算出組內差異和組間差異對總體差異的貢獻度。如果組間差異十分微小, 則可以認為該因素對我國高等學校人力資源的省際差異不具有主要影響, 反之亦然。
三、我國高等學校人力資源的省際差異及其分解
1.我國高等學校人力資源的省際差異及其變化趨勢
利用上述公式 (1) 、 (2) 和 (5) , 本文分別測算了2003-2011年間我國高等學校人力資源省際差異情況的基尼系數和泰爾系數, 并根據測算結果繪制了省際差異的變化趨勢圖, 如圖1所示。
從絕對值來看, 除2003 年外的所有考察年份中, 我國省際高等學校人力資源的基尼系數都在0.1以下, 泰爾系數也都低于0.013。當然, 基尼系數和泰爾系數作為相對差距的度量工具, 利用它們確定差距大小的類型并無統計學意義上的明確標準。對高等教育人力資源基尼系數和泰爾系數的判定和類型劃分也并無相對成熟和公認的標準⑨。但與生均支出相比, 我國省際高等學校人力資源的基尼系數和泰爾系數相對較小⑩。再從基尼系數和泰爾系數的走勢來看, 2003-2011年間我國高等學校人力資源省際差異逐年遞減, 且呈現出大體一致的變化趨勢11。具體來說, 除2010年較之上一年度有所上升外, 在所有考察年份中, 我國高等學校人力資源的省際差異都在縮小。其中, 基尼系數從2003 年的0.1002降至2011年的0.0687, 年均降幅為4.6%, 泰爾系數從2003 年的0.0124 降至2011 年的0.0046, 年均降幅為11.7%。
圖1 我國高等學校人力資源省際差異的變化趨勢
圖1 我國高等學校人力資源省際差異的變化趨勢   下載原圖
造成我國高等學校人力資源省際差異較小的原因, 可能源于人員擴張與規模限制的對沖作用。從擴張方面來說, 按照帕金森定律, 普通高校具有天然的動力擴大組織規模。同時, 在現行的以按學生“人頭費”撥款為主要特征的高等教育財政制度下, 高校特別是數量占據多數的地方高校具備很強的招生動機, 為了吸引和搶奪生源, 各地高校必須加大對各類人力資源的投入。另外, 為了保證擴招背景下普通高校基本的教學質量和規格, 教育行政部門對高等學校的人員數量有著嚴格的要求。如教育部頒布的《普通高校基本辦學條件指標》就對師生比進行了量化規定, 如果高校達不到要求, 將會受到限制招生和暫停招生的處罰。從限制方面來看, 普通高校各類人員的開支主要依賴政府財政撥款, 因而相關教育部門、人事部門和編制部門必然對高等學校各類人員的總額進行控制12。并且, 作為可能引起高校人力資源省際差異的各省區財政投入, 其作用更多地反映在由發展和改革部門集中安排的基礎設施上, 對具有維持性質的人員支出等并未產生較大影響。
2.我國高等學校人力資源省際差異的分項分解
為了深入了解我國高校人力資源的省際差異及其變化趨勢, 根據上文給出的分解公式 (1) , 我們測算了各分項人力資源的基尼系數, 用以反映各分項人力資源省際分布的不均等程度。如前所述, 如果某分項人力資源基尼系數大于總體人力資源的基尼系數 (即相對集中系數大于1) , 則認為該項人力資源的分布對總體人力資源的分布不均等具有擴大作用, 反之亦然。基于公式 (2) , 我們還可以計算出各分項人力資源對總體人力資源分布不均等的貢獻率。
表1 和表2 給出了基尼系數分項分解結果:
(1) 專任教師資源占總體人力資源的比重逐年遞增, 從2003 年的57.2% 上升到2011 年的66.7%, 九年間上升了9.5個百分點, 漲幅較大。而其基尼系數表現出逐年遞減的態勢 (除2010年較之上一年度有略微上升) , 從2003 年的0.0879 下降到2011年的0.0409, 降幅高達53.5%。由于自2003年以來該分項人力資源對總體人力資源的省際差異都是促減的 (即相對集中度小于1) 且促減力度越來越大 (即相對集中度小于1的值越來越大) , 使得教師資源對總體人力資源省際差異的貢獻度遠遠小于其所占份額, 且呈現出越來越小的趨勢。
(2) 行政人員資源占總體人力資源的比重逐年下降, 從2003年的17.9%降至2011年的14.7%, 九年間下降了3.2個百分點, 降幅不大。同時, 行政人員資源的省際差異并無一定的時間趨勢, 時漲時降, 其基尼系數從2003年的0.1049經過若干波動后最終達到2011 年的0.0942, 稍稍有所下降。然而, 由于自2003年以來該項人力資源整體上對總體人力資源的省際差異是促增的 (即相對集中度大于1) 且促增力度越來越大 (即相對集中度大于1的值越來越大) , 使得行政人員資源對總體人力資源省際差異的貢獻度高于其所占份額, 且呈現出越來越大的態勢。
(3) 教輔人員資源占總體人力資源的比值逐年變小, 從2003年的12.1%減至2011年的10.0%, 九年間下降了2.1個百分點, 降幅較小。其省際差異時而擴大, 時而縮小, 但從總體來看, 在考察年間, 教輔人員資源的省際差異還是有所擴大, 基尼系數從2003年的0.1124 增至2011 年的0.1258, 增幅為11.9%。同時, 教輔人員資源的相對集中度從2003年的1.12漲至2011年的1.83, 漲幅高達63.4%, 即教輔人員資源對總體人力資源省際差異的促增能力越來越強。正因為如此, 教輔人員資源對總體人力資源省際差異的貢獻度高于其所占份額, 且其貢獻能力愈發強勁。
(4) 工勤人員資源占總體人力資源的比重逐年降低, 從2003年的12.8%降至2011年的8.6%, 九年間下降了4.2個百分點, 降幅為32.8%。其基尼系數總體上有所提高, 從2003 年的0.1368 增至2011年的0.1744, 增幅為27.5%。這說明在考察期內工勤人員資源的省際差異有所擴大。同時, 工勤人員資源的相對集中度數值較大, 對總體人力資源的省際差異起到較強的促進作用, 因此, 即便其占總體人力資源的比重小于教輔人員資源, 但對總體人力資源省際差異的貢獻能力卻高于教輔人員。進一步來看, 工勤人員資源對人力資源省際差異的促增能力逐年提高 (其相對集中度大于1的值越來越大) , 其貢獻能力也相應地逐年提升。
總之, 專任教師資源在總體人力資源中所占份額越來越大, 行政人員、教輔人員和工勤人員資源的比重相應地越來越小。這與教育行政等部門制定的“高等學校崗位設置管理辦法”中“逐步增加專任教師崗位比例, 減少管理和工勤崗位比例”的要求是一致的。雖然教師資源一直占據總體人力資源的最大份額, 但由于其對總體人力資源的省際差異一直促減且促減作用逐年遞增, 使得教師資源對總體人力資源省際差異的貢獻率從絕對領先變為相對領先。與此相對應的是, 雖然行政人員、教輔人員和工勤人員資源在總體人力資源中的份額越來越小, 截至2011年, 三者比重之和僅為總體的1/3, 但三者對總體人力資源省際差異的貢獻率之和已達60.4%, 超過教師資源20.8%的貢獻率。
表1 人力資源基尼系數、分項人力資源相對集中度     下載原表
表1 人力資源基尼系數、分項人力資源相對集中度
表2 分項人力資源構成及其對總體人力資源省際差異的貢獻度     下載原表
表2 分項人力資源構成及其對總體人力資源省際差異的貢獻度
3.我國高等學校人力資源省際差異變化的分解
通過上述分項分解, 我們大致了解了專任教師、行政人員、教輔人員和工勤人員資源分布不均等與總體人力資源省際差異之間的關系。基于此, 我國高等學校人力資源省際差異的變化, 究竟是由各分項人力資源的地區分布差距 (集中效應) 的變化引起的, 還是由各分項人力資源相對份額 (結構效應) 的變化引發的, 抑或是由集中效應和結構效應的共同作用 (綜合效應) 導致的?正確回答這一問題是具有政策意義的。如上文所述, 在縮小我國高等學校人力資源的省際差異上, 處理上述三種效應所應采取的措施是不同的。表4和表5顯示了這方面的測算結果。
需說明的是, 表4中的第2列表示上下兩個年度間人力資源基尼系數的增減情況, 第3-5列表示三類效應對人力資源基尼系數變化的作用大小和方向, 第6-9列分別代表分項人力資源 (其數值由表5結構效應和集中效應中相應分項人力資源貢獻度相加得到) 對總體人力資源基尼系數變化的貢獻大小和作用方向。貢獻大小可通過相應數值的絕對值來體現, 而數值前的符號則表現了相應部分對人力資源省際差異變化的作用方向, 其中, 正號代表該部分對人力資源基尼系數的變化起促進作用 (當基尼系數變化為正值時, 促進作用體現為擴大差異;當基尼系數變化為負值時, 促進作用體現為縮小差異) , 反之亦然。明晰了表中各數值的含義之后, 我們就可應用基尼系數變動的分解方法討論我國高等學校人力資源省際差異變化的構成情況了。
從表4可以看出, 2003-2011年間人力資源基尼系數在絕大多數年份是降低的 (即表4第2列中的負值部分) , 也就是說, 我國高等學校人力資源省際差異在多數年份處于縮小狀態。從分項人力資源對總體人力資源基尼系數變化的影響力來看13, 專任教師資源在7個年份對總體人力資源基尼系數變化起最大作用14, 且除2005-2006 年、2009-2010年外, 其他年份對總體人力資源的省際差異起縮小作用;教輔人員資源在2005-2006年對總體人力資源基尼系數的變化起最大作用, 且各有四個年份對總體人力資源基尼系數的變化起擴大或縮小作用;行政人員和工勤人員資源則分別有兩個年份和三個年份對總體人力資源基尼系數變化起擴大作用, 且兩者在所有年份中均未對總體人力資源基尼系數變化起主導作用。
從引起人力資源基尼系數變化的三類效應來看, 從表4 可以明顯發現, (1) 除2005-2006 年和2010-2011年外, 集中效應在基尼系數變化結構分解的貢獻度中占據主要地位, 是引起人力資源基尼系數變化的主要原因。其中, 2010和2011 年較之上年, 集中效應對人力資源省際差異起擴大作用, 其他年份起縮小作用; (2) 除2005-2006年和2010-2011年, 結構效應對基尼系數變化的影響都小于集中效應, 但其影響力也不容忽視。同時, 在所有觀察年份中, 結構效應一直起著縮小高等學校人力資源省際差異的作用; (3) 綜合效應在2003-2011年間一直起著縮小基尼系數的作用, 但由于其貢獻度在絕大多數年份中十分微小, 因此可忽略不計。
進一步分析結構效應和集中效應, 可以看出: (1) 在結構效應中, 專任教師資源在3個觀察年份中對總體人力資源基尼系數的變化起最大作用, 且在所有年份中都對總體人力資源的省際差異起擴大作用;行政人員和教輔人員資源對總體人力資源基尼系數變化不起主導作用, 且在所有觀察年份中, 兩者對總體人力資源的省際差異都起著縮小作用;工勤人員資源在5個觀察年份中對總體人力資源基尼系數的變化起最大作用, 且在所有年份中都對總體人力資源的省際差異起縮小作用; (2) 在集中效應中, 教師資源在7個年份中對總體人力資源基尼系數的變化起最大作用, 且除2009-2010年間的其他年份都縮小了總體人力資源的省際差異;在行政人員、教輔人員和工勤人員資源中, 只有工勤人員資源在2005-2006年成為總體人力資源基尼系數變化的主導力量, 且三者對總體人力資源的省際差異時而起擴大作用, 時而起縮小作用, 并無明顯的時間趨勢。
綜合來看, 在三類效應中, 集中效應對人力資源省際差異的變動影響最大, 說明各分項人力資源的地區分布差距的變化對基尼系數變化的影響最大。但我們也不能忽視結構效應, 即各分項人力資源相對份額變化對總體人力資源省際差異變化的影響, 在特定年份 (如2005-2006年和2010-2011年) , 這種結構效應的作用對基尼系數的變化具有決定性影響。由于各分項人力資源的結構效應和集中效應對總體人力資源基尼系數變化的作用方向并不完全一致, 即由于各分項人力資源相對份額變化和地區分布差距變化的反向拉動而產生的抵消作用, 使得各分項人力資源對總體人力資源基尼系數變化的貢獻能力進一步復雜化。可以看出, 專任教師資源雖在7個年份中對總體人力資源基尼系數的變化起著最大推動作用, 但與其歷年對總體人力資源基尼系數的貢獻度相比, 影響力顯然要小得多。而教輔人員資源雖在觀察年份中對總體人力資源省際差異的貢獻度較小, 但在2005-2006年對總體人力資源省際差異的變化起到最大作用。省際差異與省際差異變化主導作用的不同來源及其程度差異, 說明了基尼系數變動分解分析的重要意義。
表4 各類因素對人力資源省際差異變化的貢獻度     下載原表
表4 各類因素對人力資源省際差異變化的貢獻度
表5 分項人力資源對結構效應和集中效應的貢獻度     下載原表
表5 分項人力資源對結構效應和集中效應的貢獻度
4.我國高等學校人力資源省際差異的區域分解
為了更全面地了解我國高等學校人力資源省際差異形成的原因, 我們還利用泰爾系數的可分解性, 對我國高等學校人力資源省際差異進行了區域分解。需要指出的是, 本文并未按照傳統的東、中、西部區域的標準對全國31個省 (自治區、直轄市) 進行區域劃分。究其本質, 這種習慣性的東、中、西部區域的劃分建立在經濟發展水平, 特別是GDP總量的基礎之上, 而GDP總量與高等學校生均人力資源之間還需若干環節才能連接起來。因此, 采取這種劃分方式, 意義不大。本文想考察的是高等學校事業費中主要用于工資、福利的人員經費的生均支出[36]對生均人力資源是否具有重要影響。基于這種考慮, 本文按照生均人員經費支出的降序排序將全國31個省 (自治區、直轄市) 劃分為一類地區、二類地區和三類地區15。表6 給出了2003-2011 年間各地區內部差異和地區間差異及其各自對人力資源省際差異的貢獻率。
從泰爾系數的分解結果來看, 在多數年份, 一類地區內部人力資源的省際差異相對較大, 且其泰爾系數有一定程度的波動性, 但從整體上看, 一類地區內部人力資源的省際差異在逐漸變小;二類地區內部人力資源的省際差異也較為明顯, 但在整體上處于不斷變小的狀態;除2003年和2007年, 三類地區內部人力資源的省際差異相對較小, 且差異的數值無明顯的時間趨勢。由這三類地區內部人力資源泰爾系數相加得到的組內泰爾系數與總泰爾系數的走勢基本一致, 呈現逐年下降的態勢。而與組內差異相比, 組間差異數值相對較小, 且無明顯的時間趨勢。
從貢獻率來看, 2003-2011年間, 各類地區的內部差異是造成我國高等學校人力資源省際差異的主要原因, 其貢獻率最高時解釋了人力資源省際差異的95.6%, 最低時也解釋了69.5%。其中, 一、二類地區的貢獻率總體較大且不分伯仲, 但在考察期的最后兩年都有所下降。與此相對應的是, 三類地區的貢獻率在多數年份都較低16, 但最近兩年有較大的提高。較之組內差異, 三類地區組間差異的貢獻率不大, 但從總體來看, 組間差異的貢獻率在逐年提高。
從組間差異的貢獻率可知, 高等學校事業費中主要用于工資、福利的人員經費的生均支出對生均人力資源雖不具有決定性影響, 但其所具有的影響力還是較大的 (后期的貢獻率達到了20%-30%) , 畢竟影響高等學校人力資源省際差異的因素是非常多的, 且從時間趨勢來看, 生均人員經費支出的貢獻率越來越大。在人力資源省際差異中, 生均人員經費支出解釋不了的部分體現在組內差異的貢獻率。很顯然, 生均人員經費支出以外的因素對高等學校人力資源省際差異具有更大影響。這些因素可能來自地域、管理、文化等方面因素。當然, 這只是一種推測。
表6 人力資源的泰爾系數及各類因素的貢獻度     下載原表
表6 人力資源的泰爾系數及各類因素的貢獻度
四、結語
本文以基尼系數和泰爾系數為研究工具, 較為詳實地分析了2003-2011年間我國高等學校人力資源的省際差異及其變化趨勢。結合上文的測算結果可作如下推測和討論:第一, 從人力資源的省際差異較小且逐年縮小可以看出, 各級政府及教育主管部門為規范高校人力資源管理并使之符合國家行業標準而頒布實施的《事業單位崗位設置管理試行辦法》等相關政策、標準是有效的, 且這種調控效果日益明顯。第二, 專任教師資源對總體人力資源省際差異一直促減且促減作用逐年遞增這一結論則進一步說明, 師生比這類教育部設定的硬性基本辦學條件指標確實起到了確保高等學校人力資源基本規格的作用, 并縮小了高等學校人力資源的省際差異。第三, 集中效應和結構效應對人力資源省際差異變動的不同貢獻度表明, 為了在上年度的基礎上縮小人力資源的省際差異, 就目前來說, 還應著眼于縮小各類資源在各省區的實際擁有量。如果該做法在當前條件下比較困難, 則調整各省區高等學校中各類人力資源之間的相互比例也是一種次優選擇。第四, 從教師資源是引起省際差異變化的主導因素這一結論來看, 如果想在上年度的基礎上縮小人力資源的省際差異, 著力于縮小教師資源在各省區高等學校的分布差異并調整其在各類人力資源中的比例是最優選擇。第五, 高等教育事業人員經費支出對高等學校人力資源的省際差異具有較大影響, 縮小生均高等教育事業人員經費的省際差異對提高高等學校人力資源省際均衡性具有重要意義。
本文的測算結果與上述討論有助于各界了解高等學校人力資源省際差異的現實情況或據此采取相關政策措施。當然, 正如制度經濟學、權變管理學所強調的那樣, 任何一項社會科學技術都是鑲嵌在特定的管理情境中的。[37]各省區高等學校人力資源的存量、增量及其內在結構的生成過程也鑲嵌在特定的政治、經濟、文化之中, 其調整不可能一蹴而就, 它既受決策者對各類人力資源重要性認識的影響, 也受高等教育事業費總額與分配的限制, 還受當地高等教育原有基礎的慣性作用, 甚至與特定區域整體社會發展水平和自然條件有著千絲萬縷的聯系。這是我們在認識高等學校人力資源省際差異問題并采取相關措施時應著重注意的問題。

作者:admin


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