陽玉香 莫旋

（衡陽師范學院經(jīng)濟與管理學院）

一、引言

近年來，出現(xiàn)了農(nóng)民工返鄉(xiāng)潮，大量農(nóng)民工需轉(zhuǎn)崗再就業(yè)。培訓與正規(guī)教育一樣，是人力資本積累的重要形式，不僅可使返鄉(xiāng)農(nóng)民工獲得新技能，促進再就業(yè)，而且能提升返鄉(xiāng)農(nóng)民工就業(yè)質(zhì)量，使其適應(yīng)新形勢發(fā)展的需要。對于返鄉(xiāng)農(nóng)民工，沒條件再去學校接受正規(guī)教育，就只能選擇參加形式多樣、時間靈活的培訓。那么，如何評估返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓的效果？返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓相關(guān)政策落實效率如何提升？研究這些問題，有助于人們更好地了解返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓的真實效果，吸引返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓，提升培訓政策落實效率，進而助推返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)。

研究培訓效果的傳統(tǒng)方法通常是將培訓作為解釋變量引入收入方程，通過OLS估算培訓的邊際影響。但實際上，個體參加培訓存在自選擇問題，并不是隨機挑選的。個人能力比較強的可能對自身的要求更高，更傾向于選擇參加培訓。而個人能力往往是與培訓無關(guān)的不可觀測因素，不論是否參加培訓，天生能力比較強的群體會比其它人獲得更高的收入。所以研究培訓的收入效應(yīng)需要考慮參加培訓的自選擇性和異質(zhì)性問題。本文將采用Maddala提出的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）進行估計[1]，該模型能夠?qū)⒖捎^測變量和不可觀測變量導致的偏誤納入模型，解決了樣本自選擇問題。同時，它還可以擬合培訓者和未培訓者的收入決定方程，并進行反事實推斷，分別計算出培訓者和未培訓者的處理效應(yīng)，估計出不同決策狀態(tài)下收入決定的異質(zhì)性影響。

二、數(shù)據(jù)及描述性統(tǒng)計

（一）據(jù)來源及處理

由于2014年后全國流動人口動態(tài)監(jiān)測數(shù)據(jù)中無培訓數(shù)據(jù)，故本文以2014年數(shù)據(jù)為樣本，保留戶籍身份為農(nóng)民的樣本。為使收入主體比較的同一性，刪掉就業(yè)身份為“雇主”和“其它身份”的樣本；剔除樣本小時收入處于97.5%以上和2.5%以下的極端值。

（二）變量及描述性分析

返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓效果用收入來衡量，調(diào)查數(shù)據(jù)中提供了月收入數(shù)據(jù)，考慮到個體在工作時長的差異性，用小時收入更合理，根據(jù)明瑟方程，對小時收入取對數(shù)作為被解釋變量。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入受到個體特征變量（受教育程度、性別、工作經(jīng)驗、婚姻狀況、身體健康程度、社會關(guān)系和家庭收入）和就業(yè)特征變量（是否簽訂勞務(wù)合同、就業(yè)單位所有制和就業(yè)行業(yè)）的影響。

培訓是一種人力資本投資，其選擇行為由培訓收入和成本相比較而定。培訓除了受到收入的所有影響因素影響外，還受到培訓成本的影響，培訓成本主要由參加培訓的機會成本和可獲得性決定，因機會成本廣而難以測量，所以，本文以區(qū)行業(yè)培訓率作為培訓成本的衡量。

部分解釋變量的定義及其在培訓組與未培訓組的描述性統(tǒng)計表如表1所示。

表1 培訓組與未培訓組主要變量定義及描述性統(tǒng)計

從表1可以看出，返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓的培訓組收入高于未培訓組，培訓組的受教育程度更高，身體健康狀況更好，簽訂勞動合同的比例更高，社會關(guān)系更多，區(qū)培訓比率明顯高于未培訓組。培訓組男性比例、工作經(jīng)驗、家庭收入低于未培訓組。這些差異從側(cè)面反映了返鄉(xiāng)農(nóng)民工在選擇是否參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓時并不是隨機挑選的，而是存在自選擇，如果直接運用OLS進行估計無法得到一致估計量。因此，在研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓效果時，需對這些因素加以控制，我們還需要用更嚴謹?shù)挠嬃糠椒▉韺嵶C。

三、內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型與處理效應(yīng)估計方法

（一）內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）

本文主要討論返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓的兩種決策：參加培訓或不參加培訓。為分析其培訓對收入的影響，構(gòu)建農(nóng)民工收入決定方程：

其中，Yi是返鄉(xiāng)農(nóng)民工i的收入，Ti是i是否參加培訓的虛擬變量，xik為一組影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的解釋變量。

借鑒王存同（2017）和朋文歡（2017）[2]的研究方法，構(gòu)建返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的培訓決策模型：

在方程式（2）中，Ti*是虛擬變量Ti的潛變量，T=1，表示返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓，T=0表示不參加培訓,Z是影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓決策的一組變量。

根據(jù)模型識別要求，Z中至少出現(xiàn)一個新變量，不屬于x，即該變量影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工的轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓決策，但不影響其收入決定。

返鄉(xiāng)農(nóng)民工的決策在參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓與不參加培訓兩種情況下，其收入決定方程分別為：

方程（3）和（4）是內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的結(jié)果。其中，Y1i和Y0i分別表示返鄉(xiāng)農(nóng)民工i參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓和不培訓時的收入水平，但在現(xiàn)實生活中，我們不可能同時觀測到返鄉(xiāng)農(nóng)民工i參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓和不參加培訓兩種情況下的收入，且隨機誤差項的條件期望不等于零，如果采用OLS估計是有偏的。

因此，返鄉(xiāng)農(nóng)民工i參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓和不培訓兩種情況下收入的條件期望分別為：

方程式（5）-（6） 中，φ( ziγ)和 Φ(ziγ)分別表示以ziγ為變量的標準正態(tài)分布密度函數(shù)和累計密度函數(shù)。λ1i和λ0i分別表示由不可觀測變量帶來的樣本選擇性偏誤，根據(jù)方程式（5）和（6），如果σ1u和σ0u不為零，則有必要糾正由不可觀測變量帶來的樣本選擇性偏誤。

（二）基于內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的處理效應(yīng)估計

根據(jù)內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計結(jié)果，我們還可以估計出返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓不參加培訓時，以及未培訓者參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓時兩種反事實情況下的收入[3]。

因此，返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓者的平均處理效應(yīng)（ATT）為式（7）與式（9）之差：

返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)未培訓者的平均處理效應(yīng)（ATU）為式（10）與式（8）之差：

四、實證結(jié)果分析

首先對返鄉(xiāng)農(nóng)民工采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進行回歸，進一步識別返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓對其收入影響的處理效應(yīng)差異，識別參加培訓的選擇機制對培訓效果的影響。表2顯示了返鄉(xiāng)農(nóng)民工的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型估計結(jié)果。

從表2可以看出，就培訓決策模型而言，受教育程度，婚姻狀況，身體健康狀況，勞動合同，社會關(guān)系的系數(shù)為正，且通過了顯著性檢驗，表明他們正向影響了返鄉(xiāng)農(nóng)民工的轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓決策。而性別負向地影響了其培訓決策。這說明女性更傾向于參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓。因為隨著服務(wù)業(yè)的發(fā)展，對女性的需求增加，女性需參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓以掌握工作必備技術(shù)。工作經(jīng)驗與返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓傾向呈“倒U型”關(guān)系。受教育程度高、已婚、身體健康狀況好、簽訂勞動合同、社會關(guān)系多者傾向于參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓，說明能力越強的返鄉(xiāng)農(nóng)民工越傾向于參加培訓，其培訓決策遵循比較優(yōu)勢。

進一步比較返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓者和未培訓者的收入決定方程，我們發(fā)現(xiàn)諸多變量對他們收入的影響存在較大差異。在表2的內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型中，勞動合同、社會關(guān)系和家庭收入顯著地正向影響了未培訓者和培訓者的收入水平，但對培訓者的貢獻明顯大于未培訓者；受教育程度、男性和身體健康狀況有助于提升未培訓者和培訓者的收入，但對未培訓者的貢獻明顯大于培訓者；婚姻狀況負向顯著影響了未培訓者，但對培訓者沒有影響，這是因為已婚增加了其家庭經(jīng)濟負擔和壓力，因此傾向于主動承擔體力消耗大，工資報酬高的工作。工作經(jīng)驗與收入呈倒“U”型關(guān)系，與預期一致。最后，λ1和λ0，σ0u和σ1u的系數(shù)均為正，且都在1%的水平上顯著。σ1u為正，表明返鄉(xiāng)農(nóng)民工的培訓決策是一個正向選擇過程，即選擇培訓者若沒有經(jīng)過選擇過程的話，會比實際上通過選擇過程進行培訓者的收入低。這表明有必要糾正模型中由不可觀測變量引起的樣本選擇性偏誤。

表2 內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型（ESRM）的估計結(jié)果

為反映轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的影響，我們根據(jù)方程式（7）和（8），可計算出解決樣本選擇性偏誤后，返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓者和未培訓者的收入，根據(jù)方程式（9）和（10）分別計算出培訓者不培訓以及不培訓者參加培訓兩種反事實情境下的收入水平。然后根據(jù)方程式（11）和（12）分別計算出ATT和ATU，數(shù)值分別為0.021和-0.048，兩者的綜合加權(quán)平均值為 -0.0135，ATT＞ATU,說明能力較強的返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇參加培訓，轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓能顯著提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入，且未培訓者參加培訓，其增收的效果不明顯。

五、結(jié)論及政策效率提升策略

本文基于2014年全國流動人口動態(tài)監(jiān)測調(diào)查數(shù)據(jù)，運用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型考察了返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的培訓選擇機制，以及培訓對返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入的影響。研究結(jié)果表明：轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓對參加培訓的返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入水平有顯著的正向影響，對未參加培訓的返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入有負向影響。返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)時選擇參加培訓的機制遵循比較優(yōu)勢原則，能力較強的返鄉(xiāng)農(nóng)民工更傾向于選擇參加培訓。

農(nóng)民工培訓是貫徹落實國家政策，提升就業(yè)能力，拓展就業(yè)途徑，實現(xiàn)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的重要手段。返鄉(xiāng)農(nóng)民工初始資源有限，也難以獲得外部市場支持，因此，政府政策支持是返鄉(xiāng)農(nóng)民工獲取資源，實現(xiàn)轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的最主要途徑，適宜的政策是提高政策效率的基本條件：

（1）政府部門需要因人、因地制定適宜的培訓內(nèi)容。政府對返鄉(xiāng)農(nóng)民工進行線上和線下調(diào)研，隨時了解返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的培訓需求，針對不同行業(yè)、不同所有制等人群制訂針對性的計劃和內(nèi)容，積極調(diào)控、合理配置市場培訓資源，開展有針對性的、多樣化的、差異化的返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓[4]。

（2）宣傳轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓，增強農(nóng)民工的政策獲取能力,鼓勵更多的返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加培訓。在本研究樣本中，只有30.34%返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加了培訓。政府需要利用電視、廣播、網(wǎng)絡(luò)等媒體,增大培訓的宣傳力度，使返鄉(xiāng)農(nóng)民工充分了解和運用培訓相關(guān)政策，進而參加培訓以提高他們的技能水平。

（3）政府需增加培訓的資金投入。政府需加大資金投入，改進返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓環(huán)境，整合培訓資源，改善培訓條件，創(chuàng)新培訓模式、優(yōu)化培訓設(shè)施，從而不斷提升培訓質(zhì)量。