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颁奖词：论文敏锐地抓住了学术研究与国家战略之间的结合点，紧扣乡村振兴战略使命，从计量经济学视角，以乡村振兴“20字方针”为基准，首次测度了职业教育对乡村振兴的贡献率达16.19%，揭开了职业教育服务乡村振兴的“数据黑箱”，为教育在乡村振兴中发挥更大作用奠定了学理基础。论文明显提升了职业教育研究的科学化水平。
乡村振兴战略关涉我国 5.6 亿乡村人口的幸福生活，是全域性、全面性和全民性的系统性工程，在实施过程中需要经济、政治、文化、社会、生态等多领域的跨界融合。中华人民共和国成立以来，从始至终坚持将乡村建设作为国家建设的重要战略，党的十九大报告正式提出了乡村振兴战略。其中，1982—2018年，我国中央一号文件共计 20 次围绕“三农”问题展开讨论，2018 年讨论的重点就是实施乡村振兴战略。截至目前，我国乡村振兴取得了显著成绩，农村贫困人口持续减少，在农村多样化产业高质量发展的背景下出现劳动力回流的现象，充足的劳动力又反哺产业高质量发展，实现乡村振兴的良性循环。但已有研究也表明，我国农村贫穷的地方社会经济稳步的增长的减贫效益正在不断下降。乡村振兴的边际效应愈发明显，单靠外部生产要素的输入将没办法实现广大农村地区的全面振兴。职业教育作为横跨“职业域”、“技术域”、“教育域”与“社会域”的教育类型，与社会、政治、经济、文化相互依存，通过跨界融合能够将外部生产要素转化为乡村振兴的内部人力资本与技术资本。《国家职业教育改革实施方案》精确指出，职业教育要服务乡村振兴战略，为广大农村培养以新型职业农民为主体的农村实用人才。由此可见，职业教育对乡村振兴具有至关重要的作用。
然而，当前职业教育服务乡村振兴的相关研究以逻辑演绎范式为主，研究成果多从职业教育的价值功能出发，构建职业教育服务乡村振兴的顶层设计。职业教育服务乡村振兴的横断研究相对匮乏，时间跨度较大的纵向研究尚不多见。职业教育对乡村振兴是否有推动作用？贡献率究竟有多大？仍然处于“黑箱”状态。基于此，本文拟就构建乡村振兴发展指数，并以柯布—道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas Production Function，以 下 简称 C-D 生产函数）为基础测度职业教育对乡村振兴的贡献率。
人力资本相关思想见端经济学之父斯密（Smith，A.），他在《国富论（An Inquiry into the Nature and Causes of the Wealth of Nations）》中详细阐明了劳动价值论，指出“资本包含社会上一切人民学到的有用才能，进入学校或工厂学习的资本，最终形成的才能又变为资本固着在他身上”。而真正让人力资本变成全球公认的理论的是舒尔茨（Schultz，T. W.），他通过对 1929—1957 年美国国民收入和教育投入进行测度，计算出教育投入对国民收入的增量贡献率为 33%。改革开放以来，我们国家社会经济加快速度进行发展得益于巨大的人口红利，其中教育在将人口资源转变为人力资源的过程中起着至关重要的作用。1978—2003年，我国教育所形成的人力资本对经济稳步的增长的贡献率高达 25.72%，与舒尔茨的结论相接近 ，并明显高于 1956—1978 年 的 9.4% 。2004—2010 年，一项关于北京西城区的数据表明，教育人力资本具有非常明显的外溢效益，“教育人力资本对经济稳步的增长的年均贡献率高达 56.44%”。
然而，在教育人力资本理论受到高度追捧的同时，有学者却从边际效应的视角发出不同的声音，指出不一样的地区的教育对经济稳步的增长贡献存在一定的差异，较之初始劳均收入水平较高的经济体，初始劳均收入水平较低的经济体能轻松的获得更快的国内生产总值（以下简称GDP）潜在上涨的速度。也就是说，在经济欠发展地区发展教育，人力资本产出率相比来说较高。与此同时，教育对经济稳步的增长的促进效应也具有一定的局限性，教育对经济的推动作用只在少数地区是显著的，但是对于大多数地区来说则不显著。由此看出，在我们国家社会经济发展过程中，教育对经济发展贡献的实证研究结果并非完全一致，不同的时间、区域与算法都可能会引起研究结果不一致，甚至会出现相反结果。
乡村振兴战略是我国农村地区的全面振兴，人才振兴既是其中最关键的一环，同时也是乡村振兴的重要支撑。已有研究表明，人力资本对农村居民收入增长有很显著的正向作用，总贡献率达到 38.57%，可以大大降低农村人口的贫困发生率。农业从业人员的人力资本存量对提高耕地产出率的贡献率更是高达 45.26%。在不同教育类型中，职业教育与社会经济联系最为紧密，对我们国家的经济发展的贡献率也最为突出。与此同时，职业教育除教育属性以外，还具有职业属性和产业属性，通过“产业带动、人才训育、技术积累、生态重构、组织建设”等方面的优势助力乡村振兴。第一，职业教育的行业属性能够与涉农公司进行信息传递、技术交流和经验介绍，推动农村地区一、二、三产业的融合发展，有效整合农村产业高质量发展；第二，职业教育的教育属性能够激活学历教育和职业培训并行的育人途径，为农村地区培养新型职业农民，进一步释放农村人口红利；第三，职业教育培育的农村劳动力与就业市场需求更吻合，可以在一定程度上促进农民增收，实现生活富裕的具体目标；第四，发挥职业教育技术优势，通过构建“绿色育人理念、绿色育人体系、绿色技术供给、绿色生产生活方式、绿色文化生态的‘5G’共生模式”，可以在一定程度上完成农村的生态宜居；第五，职业教育作为跨界协同的教育类型，能够助推乡村振兴的治理理念、治理架构、治理工具和治理内容的改革，加速农村治理现代化进程。
综上所述，人力资本是我国改革开放以来社会经济快速的提升的重要利器，同样，乡村振兴与农村地区人力资本存量之间有强关联性，要快速实现我国广大农村地区的全面振兴必须加速农村地区的人力资本开发，释放人口红利。而在广大农村地区，职业教育作为跨界融合的教育类型不仅能最大限度地发挥人力资本的外溢效益，还能提升农村地区整体生产要素的利用效率。然而，当前关于职业教育服务乡村振兴的相关研究大多是宏观层面的理论构想，职业教育真实的服务力度仍被关在研究的“黑箱”之中。本文正是从此视角出发，基于 2007—2018 年我国乡村振兴和职业教育发展的宏观数据，测度我国职业教育对乡村振兴的贡献。
乡村振兴是建设中国特色社会主义的重要举措，也是我国特有的民生工程。从现有研究来看，相关测度模型处于研究空白阶段。要科学测度职业教育对乡村振兴的贡献，有必要从计量经济学与教育经济学中找寻理论依据。
计量经济学领域关于人力资本与经济发展的测量模型已经相对成熟，其中最为典型的是 C-D 生产函数、CES（Constant Elasticity of Substitution，简称 CES）生产函数、超越对数生产函数等。其中，C-D 生产函数是由数学家柯布（Cobb，C. W.）和经济学家道格拉斯（Douglas，P. H.）共同创造的生产函数，通过对美国 1899—1922 年资本和劳动对生产的影响进行测算，得出劳动对产出的贡献高达 3/4，创造性地论证了斯密等古典经济学家关于劳动价值论的观点。同时，因为 C-D 生产函数能够使均方估计误差降到最低，所以经常受到学者们的青睐，舒尔茨、卢卡斯（Lucas，R.E.）、罗默（Romer，P. M.）等人在测度人力资本对经济发展的贡献时均受其影响，具体如公式（1）。在公式中，Y 为产量，A 为技术水平，K 为资本投入，L 为劳动力投入，α为资本投入弹性，表示每当资本投入增加 1%时，产量 Y会随之增加α%，β则为劳动力投入的弹性，表示每当劳动力投入增加 1%，产量 Y 也会随之增长β%（α、β0）
在教育研究领域中，我国学者也对 C-D生产函数进行了持续性的论证与修正。有学者系统性地对 C-D 生产函数与我国改革开放国情做多元化的分析，认为改革开放以来我国劳动力和人力资本存量符合 C-D 生产函数的基本假设。有学者则对 C-D 生产函数进行多重修正，构建出教育生产函数，具体如公式（2）。相比公式（1），公式（2）增加了变量 E，表示教育投入，教育投入 E 也拥有一个弹性系数γ，表示教育投入每增加 1%，社会经济发展多产出γ%。对公式（2）两端取自然对数得公式（3），因为存在时间因素，再对公式（3）的 t 做全导数处理，并用微分方程近似地转化为差分方程，求出教育对社会经济稳步的增长的贡献模型，即公式（4），其中，γ是指教育投入的弹性系数，CE 是指教育对社会经济发展的贡献率，Er 是指教育投入的年均增长率，Yr 是指社会经济年均增长率。
乡村振兴是农村地区的全面振兴，因此能将其看作农村地区完整的社会持续健康发展目标。长期以来，我国城乡之间呈“二元化”发展格局，21 世纪之初城乡之间差距愈发明显，“三农”问题仍然是跨世纪的发展难题。而影响农村社会经济发展最关键的要素包含社会资源的再分配和人力资本的流动。因为，职业教育不仅仅可以提升农村劳动力素质，提高农村社会的社会生产力，还能以农村产业升级为支撑，激发农村社会、政治、经济、生态的发展活力。基于此，本研究选取 C-D 生产函数作为研究模型，以期测度我国职业教育对乡村振兴的贡献。其中，Y 值由原来的社会经济变为乡村振兴发展指数，E 则用职业教育经费投入来表示，Er 是指职业教育经费投入的年均增长率，Yr 是指乡村振兴发展指数增长率。
科学测度职业教育对乡村振兴的贡献，第一步是要构建科学合理的指标体系。在已有研究模型中，因变量 Y 最常用 GDP 来表示，自变量 K 用全社会固定资产来代表，L 用全社会就业人员来代表，E 则用教育经费投入为代表。但就本研究的意图而言，乡村振兴是我国农村地区的全面振兴，单一的指标无法合理代表。党的十九大报告中用“产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效、生活富裕”高度概括了乡村振兴的总体要求，已有研究围绕乡村振兴“20 字方针”来测度当前乡村振兴的现状。有学者选取农业效率化、乡村规划率、家庭之风、民主自治、农民收入等 19 项指标，构建了乡村振兴“六化四率三风三治三维”的指标体系。有学者选取农田节水灌溉率、卫生厕所普及率、人均教育文化娱乐消费支出等 26 项观测指标，构建了乡村振兴的指标体系。有学者则自主选取农村产业体系、自然环境宜居、文化教育建设、乡村法制建设、农民收入水平等 15 项指标构建乡村振兴测评体系，并实地开展调查研究。
总体来看，关于乡村振兴测评指标体系研究成果相对丰富，且在指标的选择上符合我国乡村振兴的实践境遇，但指标体系在纵向的时间序列和横向区域序列上有待逐步优化。在时间序列上，虽然我国乡村振兴战略是在党的十九大报告中正式提出，但乡村建设长期以来都是我国的一项基本国策。为此，对乡村振兴的测度应当将时间序列拉长，才能够有效地反映出我国乡村振兴的稳定性概貌。在区域序列上，如果把时间序列拉长就也许会出现统计年鉴统计口径不一致，部分地区数据缺失的问题，其中西藏地区表现最明显，因多项指标数据的缺失，大部分研究者会将其排除在测评对象之外。然而，西藏作为我国少数民族聚居地，截至 2019 年年末乡村人口比重仍然高达 68.86%，是我国乡村振兴战略攻坚克难之地，将其排除在乡村振兴测评对象以外显然不符合研究的目的。因此，借鉴乡村振兴指标体系研究成果，并结合研究目的和数据的可获取性，本文构建起职业教育服务乡村振兴发展指数的指标体系。（见表 1）
鉴于研究对象涉及 31 个省级行政单位，且时间跨度较大，部分统计年鉴存在统计口径不一致等问题，为了数据的可获取性和可靠性，本研究最终将面板数据的时间序列设定在 2007—2018 年。在具体指标上，产出指标以乡村振兴“20 字方针”为依据，具体表现为产业兴旺、生态宜居、乡风文明、治理有效和生活富裕等 5 个二级指标，5 个二级指标下又设计 11 个三级指标，分别为农业机械化率、农村人均用电量、农村（乡镇）卫生院数量、农村人均住宅面积、农村卫生厕所普及率、农村居民参与文化培训人次、农村居民家庭文教娱乐支出、村委会委员数量、村委会委员大学专科学历比例、农村居民可支配收入、农村家庭耐用家电数。投入指标则包含资本投入、劳动力投入、教育投入，分别对应农村住户固定资产投资、农村从业人口、职业教育经费投入3个指标。
乡村振兴是一项复杂的系统工程，其内部各要素之间具有强关联性。在实践过程中，不一样的地区可能因经济、社会、政治、文化等因素导致乡村振兴各要素进展不一。为更客观地反映我国乡村振兴的真实情况，本文选取客观熵权法对乡村振兴各项指标进行赋权，并以此为基础测算职业教育对乡村振兴的贡献率。
首先，以乡村振兴发展指数各项指标为基础建立原始评价矩阵。如公式（5）所示，矩阵中 n 表示乡村振兴测评样本个数，m 则表示指标个数，Xij为第 i 个样本第 j 个指标的数值。其次，计算具体指标在乡村振兴不同观测省份中所占比重，具体见公式（6）。再次，计算乡村振兴发展指数每项指标的信息熵，具体见公式（7），其中正常数 K＝1/Ln（n）。最后，计算各指标在乡村振兴中实际权重，见公式（8），其中 dj＝1－ej，dj 越大表示指标越重要。
依据上述公式，乡村振兴发展指数各项指标的权重计算结果如表 2 所示。乡村振兴五项指标中权重由高到低分别为产业兴旺（33.59%）、乡 风 文 明（25.00%）、生 活 富 裕（14.61%）、治 理 有 效（13.60%）、生 态 宜 居（13.20%）。从指标权重能够准确的看出，五个维度之间有一定差距，其中产业兴旺与乡风文明权重较大，所占比重共计达到 58.59%，这一现象表明，在乡村振兴过程中不一样的地区之间产业兴旺和乡风文明的发展速度与质量存在很明显差异，要实现我国乡村的全面振兴就必须重点突破这两项课题，因此，在乡村振兴五个维度当中权重相对较大。反之，生态振兴、治理有效和生活富裕三个维度权重基本相同且趋近 14.00%的权重，则说明乡村振兴过程中三个维度在不一样的地区之间取得的成效相对统一且稳定。
根据上述乡村振兴发展指数各项指标的权重，对 31 个省级行政单位乡村振兴现在的状况进行测评，鉴于各省份之间农村人口绝对数值存在比较大差异，本研究首先对乡村振兴各项观测指标进行均等化处理。同时，因为单位不同的原因，不同指标之间绝对量存在比较大差距，还需对数据来进行对数化处理，并将处理后的数据代入公式（5）—（8），测算结果如表3 所示。
从乡村振兴发展指数来看，我国乡村振兴主要呈现出两大特点：一方面，乡村振兴与地区发展水平呈现高度一致性，东部地区乡村振兴具有先发型优势，2007—2018 年东部地区乡村振兴发展指数得分最高为 6.15，其次是中部地区得分 5.41，再次是西部地区得分 5.24，最后是民族地区得分 5.14。这一现象与现实情况一致，因为经济发达地区在财力和治理能力上均有明显的优势，相对应的农村地区在某些特定的程度上承接了城市地区比较系统的产业转移。因此，社会经济本身相对发达的地区，其乡村振兴发展指数也相比来说较高，正如测算结果中乡村振兴发展指数前三名分别是上海（7.21）、北京（6.49）和浙江（6.45）。另一方面，乡村振兴发展指数逐步的提升，且各地区之间差异不断减小。如表 3所示，虽然东部地区乡村振兴发展指数在均值上仍处于优势，但就指数的增速来看，民族地区最快（1.72%），西部地区次之（1.65%），中部地区再次（1.43% ），东部地区最后（1.04%）。同时，全国整体而言乡村振兴发展指数的标准差（SD）由 0.64 降低到 0.51，表明各省份之间乡村振兴差异不断减小。出现这一情况，主要得益于国家实施的“西部大开发”、“中部崛起”等战略，在政策优惠下大量企业选择在西部地区县域内建厂，加之国家财政转移支付，西部地区，特别是民族地区农村经济体量比较小。因此，乡村振兴发展指数增速相对较快。
为揭示乡村振兴的详细情况，以 2018 年乡村振兴测算结果为例，通过基数折合的方法将地区最高分作为除数消除单位，最终结果如表 4 所示。在乡村振兴综合得分上，全国平均得分为 78.81 分，整体处于中等偏上水平，这一结果反映出我国乡村振兴工作取得了良好成绩，但整体标准差为 6.71，表明不一样的地区乡村振兴存在一定的差距。具体而言，不一样的地区乡村振兴综合得分由高到低分别为东部最高（85.22）、中部次之（76.28）、西部从次（74.63）、民族地区最后（73.25）。而在区域内部，东部地区标准差得分为 6.22，差异最明显；中部地区标准差得分为 1.19，差异最小；西部地区和民族地区标准差得分为 3.99和 4.22，处于中间位置。
在乡村振兴具体维度上，全国平均得分由高到低分别为生活富裕（92.98）、治理有效（85.43）、生 态 宜 居（83.41）、乡 风 文 明（76.25）、产业兴旺（70.13），表明乡村振兴在实践中不相同的领域的进展程度不一。具体而言，在产业兴旺维度，不一样的地区得分区间为62.56～80.13，属于中低分数段，但最大分差高达 17.57，东部地区表现出明显优势，中部地区、西部地区和民族地区整体落后。在生态宜居维度，不一样的地区得分区间为 81.64～84.99，属于中分数段，最大分差仅为 3.35，表明在我国社会主义新农村建设、农村厕所革命等政策的引导下，广大农村地区生活环境得到了显著改善，且地区间差距不断缩减。需要指出的是，西部地区在生态宜居上表现最好，表现出明显优势。在乡风文明维度，不一样的地区得分区间为 73.12～80.19，属于中低分数段，最大分差为 7.07，东部地区存在一定优势，但全国整体水平都有待提升。在治理有效维度，不一样的地区得分区间为 79.42～90.39，属于中高分数段，最大分差为 10.97，东部地区和中部地区表现良好，西部地区和民族地区则处于 80 分的分水岭位置。在生活富裕维度，不一样的地区得分区间为 90.53～95.49，属于高分数段，最高分差为 4.96，各地区均处于90 分以上，说明不一样的地区的农村已经基本实现全面小康的生活水平，且居民生活富裕程度大致相当。
面板数据模型按类型可以划分为混合模型、变截距模型和变系数模型，按影响形式又可大致分为固定效应模型和随机效应模型。在构建职业教育对乡村振兴贡献测度模型之前，需要对模型进行检测验证，以便选择最优模型。首先，使用 LLC 检验对模型所涉及变量进行单位根判断，避免回归过程中出现伪回归的情况。如表 5 所示，经过 LLC 检验在含截距项的情况下，乡村振兴发展指数、农村资本投入、农村劳动力资本和职业教育投入四个变量都拒绝原假设（p＝0.00＜0.01），表明四个变量在含截距项情况下都不含单位根，是平稳的。在含截距和趋势项情况下，农村资本投入和职业教育投入拒绝原假设（p＝0.00＜0.01），而 乡 村 振 兴 发 展 指 数（p＝0.78＞0.05）和 农 村 劳 动 力 资 本（p＝0.11＞0.05）则接受原假设，表明四个变量在截距和趋势项情况下两个变量含单位根，仅是部分平稳的。而在不含截距项情况下，仅农村劳动力资本拒绝原假设（p＝0.00＜0.01），其余三个变量都具有单位根，整体处于非平稳状态。从检验结果可知，仅在含截距项的情况下面板数据所有变量处于平稳状态，是故可选用变系数模型、变截距模型和混合模型。
其次，使用目前认可度较高的协方差分析检验，即通过 F 检验确定模型的形式。检查核验结构如表 6 所示，变系数模型的残差平方和 S1＝1.76，变截距模型的残差平方和 S2＝4.83，混合模型的残差平方和 S3＝58.81。根据统计量 F 的推导公式（9）、（10），计算得出F1＝5.01，F2＝69.34，临 界 值 F α 1（90，248）＝0.82，Fα2（120，248）＝0.84，也就是说 F1＞Fα1，F2＞Fα2，在 5%的显著水平下统计量大于临界值，表明面板数据模型应选择变系数模型。最后，对面板数据模型进行 Hausman 检验，卡方统计量χ2＝27.75，P＝0.00，拒绝原假设，表明模型应选择固定效应影响形式。综合以上分析，本研究最终决定采用变系数固定效应模型。
借助 Eviews10.0 对职业教育服务乡村振兴贡献测度模型进行参数测算，测算结果如表 7 所示，模型的决定系数 R2＝0.99，统计量F＝176.61，P＝0.00＜0.01，表 明模型构建成功；同时，模型 DW＝1.85，靠近 2.0 临界点，表明模型自相关不显著，各项系数有效。通过计算，农村固定资产投资、乡村从业人员、职业 教 育 经 费 投 入 的 弹 性 系 数 分 别 为 ：α ＝1.07，β＝0.72，γ＝1.72，α＋β＋γ＝3.51＞1，表明该模型是典型的递增报酬模型，即是说按现有的技术水平，扩大三者的规模实施乡村振兴战略仍是可行的。
具体而言，职业教育对我国乡村振兴的贡献率整体高达 16.19%，有力地证明了我国职业教育在乡村振兴的过程中发挥着重要性作用。其中，职业教育对乡村振兴贡献率前五的省级单位依次为青海（32.15%）、上海（27.39）、广东（25.87%）、浙江（23.76%）和河南（22.81%）。贡献率后五的省级单位则依次为 江 西（9.22% ）、湖 南（7.58% ）、福 建（6.78%）、海南（6.67%）和广西（6.51%）不同省级单位之间的职业教育对乡村振兴的贡献率则介于 6.51%—32.51%，最大分差高达 26个百分点，极差值为青海和广西。两地均为西部民族地区。与此同时，在不一样的区域职业教育对乡村振兴贡献率也存在一定的差异。其中，东部地区职业教育的贡献率最高为 17.85%；民族地区贡献率为 16.20%，与全国中等水准持平；而西部地区和中部地区贡献率则分别为 15.56%和 14.86%，均低于全国平均水平。
在测算结果的基础上，对职业教育服务乡村振兴的弹性系数、贡献率的地区差异、乡村振兴发展速度与职业教育贡献率的关系做多元化的分析，明晰当前乡村振兴过程中职业教育的作用，探究不一样的地区职业教育对乡村振兴贡献率差异产生的原因，以期为职业教育更好服务乡村振兴提供参考。
从弹性系数来看，职业教育投入（γ＝1.48）的弹性系数明显高于农村固定资产投入（α＝1.19）和农村劳动力投入（β＝0.42），α＋β＋γ＝3.51＞1，表明该模型是典型的递增报酬模型，即随着投入要素以特殊的比例增加，乡村振兴产出增加比例会大于生产要素增加的比例。这一情况，一是说明当前我国乡村振兴建设过程中还存在较大的固定成本，即发展过程中需要大量的基础设施建设，当生产要素聚集在一起能发挥更大的效率。二是说明乡村振兴各生产投入要素之间具有较强的互补性。例如，农村固定资本的投入能够改善农村居住环境与工作待遇，在某些特定的程度上能够留住劳动力，同时还能够降低职业院校建设成本；而职业教育的投入则能够提升农村劳动力素质，实现资本投入的集约化使用，最终实现规模效应。但相比资本投入和劳动力投入而言，职业教育的弹性系数最大，表明在乡村振兴中职业教育的投资所需成本最低，产出效率最高。
从职业教育对乡村振兴的贡献测度来看，2007—2018 年职业教育对乡村振兴的贡献成绩可观，贡献率高达 16.19%。职业教育对乡村振兴具有高贡献率，根本原因是职业教育的价值定位与乡村振兴存在高度的耦合性，且职业教育对广大农村地区的发展起持续性、渐强性的作用。其具体表现在以下几个方面：一是通过招生就业，从根本上阻断农村地区的代际贫困。近年来，职业教育不断加大农村贫穷的地方的招生倾斜力度，高职类院校面向农村贫穷的地方招生 286.5 万人，为 1100 万个贫困家庭培养了第一代大学生。二是通过职业培训，提升农村地区人力资本的体量和质量。乡村振兴最关键的是人的振兴，职业院校在农村地区开展职业培训，可以将农村剩余劳动力做到合理再分配。近年来，职业院校还在农村地区大力培养新型职业农民，累计培养致富带头人 55.4 万人次，显著提升了农村地区人民致富能力。三是通过产教融合，以专业带产业加速农村地区产业更新，提升生产力水平。简言之，在职业教育的加持下，乡村振兴能快速完成由资源密集型的外生式发展向结构优化型的内生式发展转变。由此看出，职业教育在为乡村地区提供直接人力资源的同时，还能扮演催化剂的角色，加速乡村振兴资源的优化配置。因此，在乡村振兴战略实施过程中，投资职业教育是一项高收益的选择。
职业教育对乡村振兴贡献率高达16.19%，但在不一样的地区却存在一定差别。其中 ，东部地区职业教育的贡献率最高（17.85%），其次是民族地区（16.20%），再次是西 部 地 区（15.56% ），最 后 是 中 部 地 区（14.86%）。从测评结果能够准确的看出，不一样的区域之间职业教育对乡村振兴的贡献率存在一定差别，中部塌陷明显。已有研究表明，相比普通教育，职业教育对降低农村贫困情况，减小农村居民收入差距更为突出，对于乡村振兴来说是最具回报率的教育投资。在我国教育经费中，职业教育经费投入占比不一样的地区基本持平，以 2018 年为例，职业教育经费投入在教育经费中占比由高到低依次为中部地区（10.72%）、西部地区（9.85%）、民族地区（9.67%）和东部地区（9.51%）。因此，从重视程度来看，中部和西部地区是意识到职业教育具有重大社会效益的。但从职业教育生均经费来看，2018 年东部地区高职生均经费为31 380.12 元，西部地区为 30 162.96 元，民族地区为 32 791.52 元，而中部地区高职生均经费则仅为 20 971.28 元，与相邻的西部地区相比都相差 9 191.68 元，处于明显的劣势地位。从发展阶段来看，除东部地区外，我国职业教育尚处于成长期，仍需要投入大量资金进行基本的建设。西部地区和民族地区在国家政策支持下职业教育生均经费得到了基本保障，在完成硬件建设后，仍留有部分使用弹性较大的经费，因此，贡献率也会相对突出。然而，中部地区职业教育经费投入虽然在不一样的地区中占比最大，但可灵活使用经费的真实体量比较小，能用于乡村振兴的专项资金则相对欠缺，故而贡献率相对较低。
同时，受东部地区社会经济发展的“虹吸效应”影响，相比西部地区和民族地区，中部地区农村劳动力流失在时间上更早，规模上更大，情感割裂上更果决。换言之，中部地区职业院校通过学历教育培养出来的乡村振兴人才要受到本地区城市化和东部发达地区就业市场的双重稀释，导致农村高端技术型人才的流失；职业教育试图在农村开展技能与文化培训，提升农村劳动力素质的路径则同样苦于精壮劳动力外流导致的招生难的问题。
从乡村振兴发展指数的增速与职业教育对乡村振兴贡献率来看，二者之间有明显偏差。就指数增长速度而言，由高到低依次为民族地区（1.72%）、西部地区（1.65%）、中部地区（1.43%）和东部地区（1.04%）。然而，职业教育对乡村振兴贡献率与乡村振兴速度却呈现出无规律性的偏差，贡献率由高到低依次为东部地区（17.85%）、民族地区（16.20%）西部地区（15.56%）和中部地区（14.86%）。从相关数据来看，天津的乡村振兴发展指数增长速度为 0.45%，但职业教育对乡村振兴的贡献率为 17.75%，处于全国较高水平；广西的乡村振兴发展指数增速为 2.28%，处于全国较高水平，但职业教育对乡村振兴的贡献率仅为6.51% ；海 南 乡 村 振 兴 发 展 指 数 增 速 为1.97%，处于全国较高水平，但职业教育对乡村振兴的贡献率仅为 6.67%。
上述现象一方面反映出当前不同地区之间乡村振兴增长模式的差异，东部地区乡村振兴已经走上了集约化发展模式，主要通过提升人力资本的素质来实现农村地区的全面振兴，而发展职业教育就是主要的手段之一。中部、西部和民族地区与之相比则存在一定差距，职业教育在价值定位上与乡村振兴现实需求游离、脱嵌。一是职业教育在专业设置上缺乏地区服务意识。2015 年，教育部在《全国职业教育工作专项督导报告》中指出，西部地区的职业院校在专业设置上扎堆开办热门专业，缺乏服务地区产业转型意识，涉农专业也不断缩减。二是职业教育在人才培养上缺乏管培意识。大部分地区的职业院校只重视学生的就业率，忽视本地人才的管理培训，导致大量优秀的技术技能型人才外流，留下参与乡村振兴的人才更是凤毛麟角。另一方面，在国家政策的支持下，除教育经费外还有大量的财政经费用于乡村振兴，特别是对农村地区基础建设的投资，以硬件设施的完善提升农村居民乡村振兴的获得感。因此，在一定程度上也稀释了职业教育对乡村振兴的贡献率，但这样的振兴是粗放化的，在后续的发展过程中需要职业教育对其进行结构化调节。
总之，西部地区、民族地区和中部欠发达地区的职业教育功能定位未能与乡村振兴实现精准匹配，导致乡村振兴服务能力低于东部发达地区。但这些地区的职业教育同时也具备追赶效应，随着基础设施建设的逐步完善，职业教育发展的固定成本也会随之降低，进而实现职业教育服务乡村振兴的规模效益最大化。例如，青海省抓住本地区劳动力外流相对较小的契机，通过职业院校和地方政府合作共建实训基地降低职业教育发展的固定成本，并以“人才订单”的模式培养新型职业农/牧民。截至 2020 年 8 月，青海省累计培训高素质农/牧民 9.4 万人（次），通过认定 1.8 万人。劳动力素质的提高有效促进农牧业的集约化、生态化、产业化发展，在提升农牧产品效益的同时，也提高了农牧民收入，并推动农村和牧区的全面振兴。
本文通过熵权法客观赋权，构建了乡村振兴发展指数指标体系，以此为工具测算2007—2018 年 31 个省级行政单位的乡村振兴发展状况。在此基础上，建立职业教育投入对乡村振兴发展贡献的面板数据，采用C-D 生产函数对贡献率进行测算，经分析发现：职业教育投入对乡村振兴具有高回报率，整体贡献率高达 16.19%，显著高于农村居民固定资产投入和农村劳动力投入；职业教育对乡村振兴的贡献存在地域差异，整体表现为东部地区最高、民族地区、西部地区次之、中部地区最低，中部塌陷明显；乡村振兴的速度与职业教育贡献率存在很明显偏差，中西部地区乡村振兴发展迅速，但职业教育贡献率却相对较低，东部地区率先进入集约化发展模式。针对上述结论，要增强职业教育与乡村振兴的精准匹配程度，提升贡献率，应着力于以下几个方面。
现阶段，在投资既定的情况下，加大职业教育投入是乡村振兴的最优选择之一。截至目前，职业院校参与乡村振兴已经取得了不菲的成绩，但大部分都是属于职业院校自发的公益性质。这一行为符合“教育逻辑”，但不符合“经济逻辑”，若没有专项经费的补充，职业院校服务乡村振兴的举措在某些特定的程度上会挤占职业教育其他方面的资源，不利于二者之间的长期协调发展，在中部和西部地区表现尤为明显。目前，我们国家社会经济发展由追求速度向追求质量转变，项目制作为一种自上而下的资源配置形式，溢出财政领域成为国家治理和政策执行的重要手段。对此，政府有关部门可以协商建立“教育服务乡村振兴”的相关项目。一方面，设立职业教育服务乡村振兴的专项资金，培植职业院校服务乡村振兴的行动自觉。当前在职业教育中，“示范校建设”、“优质校建设”、“现代学徒制项目”、“双高计划”等项目制极大促进我国职业教育培优提质，但在实践过程中也产生了“强者愈强”的“马太效应”。依据职业教育服务乡村振兴的工作量与工作难度，而不是职业院校自身层次水平来设立职业教育服务乡村振兴的专项资金，能够在很大程度上实现职业教育与乡村振兴的协调发展，发挥更大的规模效益。另一方面，赋予地方政府向职业院校购买乡村振兴服务的权责。由地方政府牵头厘定职业院校服务考核标准，筛选出最优的教育提供者，并对乡村振兴服务过程做监督，保障职业教育服务乡村振兴的真实性。
当前，中西部地区乡村振兴的速度相对较快，但职业教育在其中的贡献率表现略显逊色，归根结底在于职业教育地区服务能力弱。迫于招生与就业的压力，西部职业院校在专业设置上存在“赶潮流”的现象，大量的教育经费流向汽修、数控、土建等专业建设上，涉农专业却不见起色，西部地区培养的毕业生出于对大城市的向往，或本地产业与专业不对口等因素，大量涌向经济发达地区。技术型人才流失无疑是对西部地区和中部落后地区职业教育资源和人力资源的浪费，降低了职业教育对乡村振兴的贡献率。因此，需要强化经费使用的监督机制。一方面，将职业院校培养的乡村振兴专业人才作为办学成效重要指标之一，并以此为参照作为申报乡村振兴专项基金的依据，避免职业教育发展过程中“程序正义”取代“实质正义”，即人才流失过程中导致的地方职业教育资源的流失。另一方面，通过经费监督机制确保职业教育经费可以在一定程度上促进地方经济的发展。例如，通过乡村振兴专项基金，或降低企业相关税费鼓励职业院校在农村地区开展校企合作，促进职业教育与农村地区产业进行对接。同时，政府行政部门将定期对校企合作成效进行全方位检查，确保专项基金能够真正的完成农村地区产业更新换代。
职业教育与农村社会之间是融合共生的利益共同体关系，职业院校、地方政府、企业、行业、农户家庭等多方利益相关者之间是非对称博弈的关系。在资源既定的情况下，多主体的协同发展能轻松实现最优交易结构。因此，职业教育特别是农村职业教育的发展要嵌入农村社会的发展。首先，职业教育与乡村振兴其他主体共建共享基础设施，实现资源利用最大化。例如，职业院校实训基地的建立可以与新型农村集体经济组织共建共享，二者通过资金链与技术链的互动，在成本分担的基础上建立更加现代化的产业链。其次，职业教育可通过自身理念优势，促进新型农村集体经济变革与发展，推动乡镇新业态链条和产业升级。例如，职业院校通过股份制、混合所有制改革吸引各类社会力量、社会资本有序进入涉农教育领域，或者引导农村已有但未成规模的小农组织向新型农村集体经济组织转型。最后，职业教育要发挥自身行业属性和技术禀赋，实现农村地区一、二、三产业的融合发展。在这一过程中，职业教育在促进农村产业升级，增加农产品经济产值的同时，承担起新型职业农民的培养，转移农村部分剩余劳动力的重要任务，最终实现职业教育与乡村振兴利益共同体的协同发展。
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