崔冀娜，張曉慧

(1.青海大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，青海 西寧810016；2.西北農(nóng)林科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 楊凌712100)

一、引言

兼業(yè)作為一種重要的生計(jì)策略，在中國農(nóng)村社會結(jié)構(gòu)變革與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中扮演著重要角色。兼業(yè)行為是指勞動力生產(chǎn)活動期間不僅從事農(nóng)業(yè)勞動而且從事非農(nóng)業(yè)勞動的行為，是家庭資源有效配置最大化，且為適應(yīng)外部經(jīng)濟(jì)社會環(huán)境變化降低風(fēng)險(xiǎn)的一種理性行為決策[1]。21世紀(jì)以來，中國約有85%的農(nóng)村家庭至少有一個(gè)勞動力從事非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)[2]。勞動力向非農(nóng)轉(zhuǎn)移就業(yè)不僅帶動了家庭收入結(jié)構(gòu)的變化，也使得兼業(yè)化程度逐漸加深。黨的十九大報(bào)告中提出的鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，其最終目標(biāo)是不斷提高村民在產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的參與度和受益面，徹底解決農(nóng)村產(chǎn)業(yè)和農(nóng)民就業(yè)問題，確保當(dāng)?shù)厝罕婇L期穩(wěn)定增收、安居樂業(yè)。然而，地處生態(tài)環(huán)境脆弱、以少數(shù)民族聚集的偏遠(yuǎn)農(nóng)牧地區(qū)，農(nóng)、牧業(yè)具有特殊的季節(jié)性和周期性，加之交通不便，與外界的信息交流及貿(mào)易往來受到限制，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不利因素多，造成農(nóng)村牧區(qū)就業(yè)問題仍比較突出。農(nóng)牧戶是農(nóng)村牧區(qū)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的重要組成部分，也是牧區(qū)脫貧與振興發(fā)展的支柱力量，其生計(jì)問題事關(guān)國計(jì)民生之根本，只有提高人力資本存量，促進(jìn)農(nóng)牧戶兼業(yè)，才能滿足偏遠(yuǎn)農(nóng)牧地區(qū)一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展的人才需求，進(jìn)而對農(nóng)村牧區(qū)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)戶增收產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，而正規(guī)教育與技能培訓(xùn)作為人力資本的關(guān)鍵表征，成為推動農(nóng)牧戶可持續(xù)生計(jì)與農(nóng)牧區(qū)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。因此，農(nóng)牧戶兼業(yè)行為不僅關(guān)系到牧區(qū)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步提升和牧民生計(jì)可持續(xù)性，同時(shí)在一定程度上決定了社會的和諧穩(wěn)定發(fā)展。在農(nóng)牧民增收需求日益迫切，扶貧攻堅(jiān)戰(zhàn)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略不斷深化的情境下，農(nóng)牧民的兼業(yè)狀況究竟怎樣，如何促進(jìn)農(nóng)牧民的兼業(yè)行為，哪些因素影響兼業(yè)行為，其作用機(jī)制又如何，這些都是理論界亟需回答的問題。本文基于青海農(nóng)村牧區(qū)調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，對這些問題進(jìn)行探計(jì)。

二、文獻(xiàn)述評

自18世紀(jì)以來，從費(fèi)·魁奈的“農(nóng)業(yè)兼業(yè)理論”到亞當(dāng)·斯密“勞動分工理論”中農(nóng)戶兼業(yè)原因，再到后來舒爾茨“理性小農(nóng)假設(shè)理論”和斯塔克“新經(jīng)濟(jì)勞動力轉(zhuǎn)移理論”對農(nóng)戶兼業(yè)行為的探究，為勞動力兼業(yè)行為奠定了理論研究基石，人力資本成為農(nóng)戶兼業(yè)化的主要決定因素[3]。早期的人力資本理論指出，人力資本是個(gè)體通過教育、培訓(xùn)、健康和遷移等不同形式的投資凝聚而成的能力總稱，而人力資本不僅能夠體現(xiàn)出勞動者的文化素質(zhì)，更能體現(xiàn)其技能素質(zhì)[4]。由此可見，正規(guī)教育與技能培訓(xùn)是人力資本的關(guān)鍵表征，對勞動力兼業(yè)行為確有重要影響。然而Janvry和Sadoulet進(jìn)一步將農(nóng)戶兼業(yè)行為的決策與模式歸因于個(gè)體異質(zhì)性[5]，人力資本的積累對提高個(gè)體兼業(yè)行為的假說仍沒有得到普遍共識，研究結(jié)果差異與研究對象不同有直接關(guān)系[6]。尤其是欠發(fā)達(dá)地區(qū)農(nóng)牧戶群體具有較強(qiáng)的內(nèi)部異質(zhì)性，為了探究正規(guī)教育與技能培訓(xùn)對農(nóng)牧戶兼業(yè)行為的影響作用，根據(jù)研究目的與調(diào)查地實(shí)際情況，將正規(guī)教育按照受教育程度由低到高分為五等級，將技能培訓(xùn)按照參與狀況分為未參與、短期與長期培訓(xùn)三等級。

正規(guī)教育作為一種體現(xiàn)文化素質(zhì)的人力資本，直接影響著農(nóng)村勞動力在純務(wù)農(nóng)、兼業(yè)和純務(wù)工之間的就業(yè)選擇，在一定程度上決定著農(nóng)村勞動力就業(yè)問題。一方面，教育發(fā)揮著積極的作用。有研究認(rèn)為隨著受教育程度的提高，能夠顯著促進(jìn)農(nóng)村勞動力向非農(nóng)行業(yè)的轉(zhuǎn)移、增加獲得非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會與概率，增強(qiáng)非農(nóng)就業(yè)的選擇能力[7]；而另一方面，教育卻沒有發(fā)揮積極作用，甚至出現(xiàn)了“人力資本失靈”現(xiàn)象。學(xué)者們發(fā)現(xiàn)，勞動力選擇從事非農(nóng)業(yè)還是農(nóng)業(yè)確由教育決定，但它們之間的關(guān)系并非遞增或遞減，而是具有中等文化程度的勞動者傾向于非農(nóng)就業(yè)，而文化程度較低或較高的勞動者則更傾向于繼續(xù)從事農(nóng)業(yè)[8]。無論是何種作用，教育對農(nóng)村牧區(qū)勞動力兼業(yè)的影響不容忽視。

技能培訓(xùn)作為一種體現(xiàn)技術(shù)素質(zhì)的人力資本，往往是具有較強(qiáng)應(yīng)用性的專業(yè)知識體系，開展方式更加靈活。一直以來，學(xué)術(shù)界對技能培訓(xùn)能夠有效解決勞動力就業(yè)問題基本達(dá)成共識。針對農(nóng)牧區(qū)勞動力教育水平普遍偏低的情況下，技能培訓(xùn)不僅能夠彌補(bǔ)勞動力教育缺失的劣勢，而且更為直接和有效地影響勞動力就業(yè)質(zhì)量，技能培訓(xùn)促進(jìn)勞動力就業(yè)的作用遠(yuǎn)大于教育[9]。因此，以政府為主導(dǎo)的技能培訓(xùn)在農(nóng)村地區(qū)非常普遍。然而，一些學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，由于培訓(xùn)群體納入標(biāo)準(zhǔn)、培訓(xùn)時(shí)間等問題，導(dǎo)致政府主導(dǎo)的勞動力培訓(xùn)效果并不理想[10-11]。盡管如此，技能培訓(xùn)對農(nóng)村牧區(qū)勞動力兼業(yè)的影響不容小覷。

綜上所述，現(xiàn)有研究雖已取得一定成果，但仍存在不足：一是現(xiàn)有調(diào)研數(shù)據(jù)大多選擇兼業(yè)群體作為調(diào)查對象，這可能導(dǎo)致樣本存在選擇偏差，因此，對特定農(nóng)村牧區(qū)進(jìn)行大范圍隨機(jī)抽樣，樣本中包含有兼業(yè)樣本和非兼業(yè)樣本，避免可能存在的樣本選擇偏誤，有利于得到更準(zhǔn)確的估計(jì)結(jié)果。二是現(xiàn)有研究共同點(diǎn)在于僅分析影響兼業(yè)行為的因素，并未深入剖析兼業(yè)行為的過程，實(shí)際上，勞動力是否兼業(yè)和兼業(yè)的程度是同一行為過程的兩個(gè)階段，即“是否兼業(yè)”和“兼業(yè)程度”兩個(gè)方面，顯然只分析其中一個(gè)階段是不足的。本文在區(qū)分農(nóng)牧戶兼業(yè)行為過程的基礎(chǔ)上，引入正規(guī)教育與技能培訓(xùn)兩因子，分別探究二者如何作用于農(nóng)牧戶兼業(yè)選擇與兼業(yè)程度，旨在回答不同水平的教育程度及不同形式的技能培訓(xùn)中，哪些因素對農(nóng)牧戶的兼業(yè)是重要的，以此揭示破解農(nóng)牧戶兼業(yè)行為困境的關(guān)鍵所在，為提升農(nóng)村牧區(qū)勞動力生計(jì)可持續(xù)性開辟新的研究路徑。

三、數(shù)據(jù)、變量與模型

(一)數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于課題組2017年對青海農(nóng)村牧區(qū)的實(shí)地入戶調(diào)研。青海有著“世界屋脊”的美稱，是長江、黃河、瀾滄江的發(fā)源地，世居少數(shù)民族主要有藏、回、土、撒拉和蒙古族，由于其特殊地理位置，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，面臨著實(shí)現(xiàn)生態(tài)保護(hù)與振興發(fā)展的雙重任務(wù)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)融合與農(nóng)牧民增收十分必要，而兼業(yè)恰是重要渠道，因此，調(diào)研區(qū)域具有一定的代表性。調(diào)查分為兩階段：一是預(yù)調(diào)研，調(diào)研人員選擇若干農(nóng)牧民發(fā)放問卷，以便修正與完善調(diào)查問卷中可能存在的問題，根據(jù)反饋意見對問卷進(jìn)行修改；二是正式調(diào)研，調(diào)研人員奔赴青海省兩個(gè)地級市與6個(gè)民族自治州的11個(gè)縣(市)，采取隨機(jī)抽樣方式，每個(gè)縣抽取1～3個(gè)自然村，每個(gè)自然村平均隨機(jī)抽取20戶農(nóng)牧戶家庭進(jìn)行問卷訪談，共發(fā)放問卷600份，收回有效問卷556份，最終獲取517個(gè)有效樣本。

(二)變量選取與描述性分析

1.因變量。因變量是農(nóng)牧戶的兼業(yè)行為，分為兩個(gè)層次：第一層次的變量為農(nóng)牧戶是否選擇兼業(yè)，即農(nóng)牧戶是否有兼業(yè)。第二層次的變量為農(nóng)牧戶的兼業(yè)程度，借鑒已有學(xué)者關(guān)于農(nóng)戶兼業(yè)程度的研究成果[12-14]，將“農(nóng)牧戶兼業(yè)程度”定義為農(nóng)牧戶在從事農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)期間，從事非農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營活動且獲得相應(yīng)非農(nóng)牧業(yè)收入的程度；同時(shí)，將農(nóng)牧戶非農(nóng)牧產(chǎn)業(yè)收入占家庭總收入比重按照50%為臨界值，不足50%的農(nóng)牧戶為一兼業(yè)農(nóng)牧戶，大于或等于50%的農(nóng)牧戶為二兼業(yè)農(nóng)牧戶。

2.自變量。選取的核心自變量為人力資本中的正規(guī)教育與技能培訓(xùn)兩個(gè)變量。借鑒已有研究，用受教育程度來表征正規(guī)教育，為了進(jìn)一步探究不同教育程度的影響，將受教育程度具體劃分為5個(gè)等級的指標(biāo)，分別是不識字、小學(xué)、初中、高中、大專及以上[15]。需要說明的是，職高或技校等同于高中教育水平，自學(xué)考試等同于大專教育水平。將技能培訓(xùn)劃分為3個(gè)指標(biāo)，分別是未接受技能培訓(xùn)、接受短期技能培訓(xùn)和接受長期技能培訓(xùn)，需要說明的是，長期培訓(xùn)與短期培訓(xùn)區(qū)分的臨界值為農(nóng)牧戶接受持續(xù)兩周的技能培訓(xùn)。

3.其他變量。選取了一些表征農(nóng)牧戶個(gè)人特征和家庭特征的控制變量，具體選取受訪農(nóng)牧戶的性別、年齡、健康狀況、婚姻狀況、家庭農(nóng)牧業(yè)勞動力數(shù)及是否有草場(或土地)等。同時(shí)，根據(jù)識別變量的含義，即第一階段因變量有直接影響效應(yīng)，但對第二階段因變量沒有直接影響效應(yīng)，選取了就業(yè)機(jī)會、當(dāng)?shù)厥欠裼谐墒飚a(chǎn)業(yè)作為識別變量。上述所有變量的定義與描述性分析結(jié)果見表1。

4.描述性分析。由表1可知，樣本農(nóng)牧戶選擇兼業(yè)的比例僅為65.3%，其中70.4%的農(nóng)牧戶兼業(yè)程度是一兼業(yè)，這說明，農(nóng)牧戶選擇兼業(yè)的積極性并不高。在正規(guī)教育和技能培訓(xùn)方面，農(nóng)牧戶的受教育程度普遍不高，高中及以上文化程度的比例僅為18.1%，大多數(shù)農(nóng)牧戶具有初中文化程度，占全樣本的40.5%。而技能培訓(xùn)在農(nóng)牧戶群體中較為普遍，參與過技能培訓(xùn)的農(nóng)牧戶占總樣本的87.2%，其中39.4%的農(nóng)牧戶又參與過長期技能培訓(xùn)，說明政府對農(nóng)牧戶進(jìn)行技能培訓(xùn)的受益面較廣。另外，樣本農(nóng)牧戶受訪者的平均年齡在44歲，健康狀況一般；由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展原因當(dāng)?shù)爻墒飚a(chǎn)業(yè)并不多，導(dǎo)致樣本農(nóng)牧戶對就業(yè)機(jī)會的態(tài)度并不樂觀。

表1 各變量定義及描述性分析

(三)模型構(gòu)建

農(nóng)牧戶兼業(yè)行為的決策過程可分為兩階段：第一階段是農(nóng)牧戶是否有兼業(yè)，第二階段是農(nóng)牧戶的兼業(yè)程度。只有當(dāng)農(nóng)牧戶有兼業(yè)時(shí)，才能觀測到農(nóng)牧戶的兼業(yè)程度，但如果農(nóng)牧戶在第一階段沒有兼業(yè)時(shí)，第二階段是沒有觀測值的，因此通過建立Heckman兩階段模型來解決存在的樣本選擇性偏誤問題。將農(nóng)牧戶兼業(yè)化的兩個(gè)階段是否有兼業(yè)和兼業(yè)程度引入模型進(jìn)行估計(jì)，模型構(gòu)建如下：

(1)

(2)

(3)

prob(yi2=0，yi1=1|xi，zi)

(4)

prob(yi2=1，yi1=1|xi，zi)

(5)

上述式(3)～(5)中，Φ1(·)代表標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布函數(shù)，Φ2(·)代表累計(jì)二元正態(tài)分布函數(shù)。根據(jù)數(shù)據(jù)可得性與研究目的，將農(nóng)牧戶是否兼業(yè)(y1)和農(nóng)牧戶兼業(yè)程度(y2)作為可觀測因變量，將農(nóng)牧戶正規(guī)教育中不識字(x1，z1)、小學(xué)(x2，z2)、初中(x3，z3)、高中(x4，z4)、大專以上(x5，z5)，技能培訓(xùn)中未參與技能培訓(xùn)(x6，z6)、參與短期培訓(xùn)(x7，z7)、參與長期培訓(xùn)(x8，z8)作為核心自變量，將受訪農(nóng)牧戶的性別(x9，z9)、年齡(x10，z10)、健康狀況(x11，z11)、婚姻狀況(x12，z12)、家庭農(nóng)牧業(yè)勞動力數(shù)(x13，z13)、是否有草場(x14，z14)作為控制變量，同時(shí)，為保證式(1)估計(jì)的可識別性，式(1)中至少要包含一個(gè)不在式(2)中出現(xiàn)的變量，且這些變量對式(1)因變量有直接影響效應(yīng)，但對式(2)因變量沒有直接影響效應(yīng)，這些變量被稱為識別變量，選擇就業(yè)機(jī)會(x15，z15)、當(dāng)?shù)厥欠裼谐墒飚a(chǎn)業(yè)(x16，z16)作為識別變量。由式(3)～(5)將研究模型擴(kuò)展如下：

(6)

prob(yi2=0，yi1=0|xi，zi)

(7)

prob(yi2=1，yi1=0|xi，zi)

(8)

上述式(6)～(8)中，α0和β0為常數(shù)項(xiàng)。對實(shí)證模型采用極大似然估計(jì)，可得相應(yīng)待估計(jì)系數(shù)與檢驗(yàn)所需統(tǒng)計(jì)量。

四、模型估計(jì)結(jié)果與解釋

基于其他控制變量的基礎(chǔ)上，考慮到正規(guī)教育與技能培訓(xùn)的相關(guān)系數(shù)較大，為避免存在較強(qiáng)的多重共線性，文中并未同時(shí)引入二者做分析，而是分別探究正規(guī)教育、技能培訓(xùn)對農(nóng)牧戶兼業(yè)化的影響效應(yīng)，深入剖析不同的教育程度與技能培訓(xùn)類型對農(nóng)牧戶兼業(yè)行為的作用機(jī)制。具體的模型估計(jì)結(jié)果可見表2。

模型估計(jì)結(jié)果中，實(shí)證方程的wald卡方值均顯著且通過1%水平的檢驗(yàn)，說明方程的整體擬合程度都比較理想。同時(shí)，所有方程的逆米爾斯比率也均顯著，說明樣本存在選擇性偏誤問題，需要用Heckman兩階段方法處理選擇性偏誤。以下分別討論各因素的影響。

表2 Heckman兩階段估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示通過顯著性水平為10%、5%、1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。下同。

(一)正規(guī)教育變量

表2的方程(1)分別通過不同文化程度來衡量正規(guī)教育對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)、兼業(yè)程度的影響作用。從模型估計(jì)結(jié)果來看，就農(nóng)牧戶是否兼業(yè)而言，相對于不識字組，小學(xué)、初中、高中組分別通過10%、5%、5%的顯著性水平且系數(shù)為正，說明具有小學(xué)及以上文化程度的農(nóng)牧戶為拓寬家庭增收渠道，容易選擇兼業(yè)；然而，大專及以上文化程度的農(nóng)牧戶對是否兼業(yè)影響不顯著但系數(shù)為正，這與調(diào)查實(shí)際情況相符，農(nóng)村牧區(qū)具有高學(xué)歷的農(nóng)牧戶大多愿意從事諸如企事業(yè)或行政部門一類的穩(wěn)定工作，這可能在一定程度上阻礙了兼業(yè)的選擇。就農(nóng)牧戶兼業(yè)程度而言，小學(xué)組雖然對兼業(yè)程度影響不顯著但系數(shù)為正，說明文化程度較低的農(nóng)牧戶，就業(yè)機(jī)會相對偏少，更傾向于較單一的勞作形式，不太敢嘗試新的行業(yè)領(lǐng)域，直接限制了其兼業(yè)程度；值得注意的是，初中組、高中組與大專及以上組分別在5%、1%、1%的水平上顯著，針對正規(guī)教育水平的高低，不識字組和小學(xué)組屬于較低文化水平，而初中組、高中組和大專及以上組屬于較高文化水平，說明正規(guī)教育水平越高，對加深農(nóng)牧戶兼業(yè)程度有積極的促進(jìn)作用。

(二)技能培訓(xùn)變量

表2的方程(2)分別通過不同培訓(xùn)特征來衡量技能培訓(xùn)對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)、兼業(yè)程度的影響作用。從模型估計(jì)結(jié)果來看，就農(nóng)牧戶是否兼業(yè)而言，相對于未參加培訓(xùn)組，短期培訓(xùn)與長期培訓(xùn)組均通過1%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為正，說明相對于未培訓(xùn)組，參加過技能培訓(xùn)的農(nóng)牧戶在學(xué)習(xí)了編織藏毯、繪制唐卡、雕刻瑪尼石、制作民族服裝等方面的培訓(xùn)課程后，掌握了不同程度的技能，有效地提升其就業(yè)能力，更容易選擇兼業(yè)。就農(nóng)牧戶兼業(yè)程度而言，相對于未參加培訓(xùn)組，短期培訓(xùn)組影響并不顯著但系數(shù)為正，而長期培訓(xùn)組通過10%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)為負(fù)，這說明由于參加了長期培訓(xùn)的農(nóng)牧戶更加系統(tǒng)地進(jìn)行了技能學(xué)習(xí)，就業(yè)渠道更廣，提升了其兼業(yè)程度。需要關(guān)注的是，無論是否兼業(yè)還是兼業(yè)程度，農(nóng)牧戶參與長期培訓(xùn)比短期培訓(xùn)的影響更加顯著，這不僅與經(jīng)濟(jì)理論相一致，而且與調(diào)研實(shí)際相吻合。由此可見，由于長期的技能培訓(xùn)比短期的技能培訓(xùn)在知識體系中更完整深入，對農(nóng)牧戶今后可持續(xù)生計(jì)更有意義，能夠真正提高農(nóng)牧戶的人力資本，從而增加更多的就業(yè)機(jī)會，進(jìn)一步加深農(nóng)牧戶兼業(yè)程度。

(三)控制變量

由表2可知，就農(nóng)牧戶是否兼業(yè)而言，除了性別和婚姻狀況以外，農(nóng)牧戶受訪者的年齡、健康狀況、家庭農(nóng)牧業(yè)勞動力數(shù)和是否有草場(或土地)對其是否兼業(yè)均有不同程度的顯著影響。表明由于年齡較大、健康狀況不佳的受訪農(nóng)牧戶可能存在體能不足等因素，其兼業(yè)勞動的機(jī)會成本較高，不易選擇兼業(yè)；而家庭農(nóng)牧業(yè)勞動力數(shù)越少或沒有草場(或土地)的受訪農(nóng)牧戶，其依賴農(nóng)牧業(yè)的程度越低，越容易繼續(xù)嘗試其他新的行業(yè)，更傾向于選擇兼業(yè)行為。就農(nóng)牧戶兼業(yè)程度而言，只有受訪農(nóng)牧戶的年齡與健康狀況變量對兼業(yè)程度具有不同程度的顯著影響，表明勞動力體能對農(nóng)牧戶兼業(yè)程度有直觀影響。

(四)識別變量

由表2中方程(1)和(2)的模型估計(jì)結(jié)果可見，識別變量分別通過5%、1%的顯著性水平，表明所有識別變量較適用于當(dāng)前的計(jì)量模型。當(dāng)?shù)厥欠裼谐墒飚a(chǎn)業(yè)和就業(yè)機(jī)會2個(gè)變量均對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)有顯著的正向影響。當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展的越成熟越有前景，農(nóng)牧戶的就業(yè)機(jī)會就越多，對新的行業(yè)領(lǐng)域越有嘗試的空間，其越易兼業(yè)；農(nóng)牧戶對就業(yè)機(jī)會越樂觀，同時(shí)參與農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)就業(yè)的積極性越高，越有可能選擇兼業(yè)。

(五)邊際效應(yīng)分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

根據(jù)上述分析模型，進(jìn)一步探究正規(guī)教育與技能培訓(xùn)對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)和兼業(yè)程度的邊際效應(yīng)，結(jié)果見表3。

表3 邊際效應(yīng)分析

注：為節(jié)省篇幅，未報(bào)告其他變量及其估計(jì)結(jié)果。

由表3可知，正規(guī)教育中小學(xué)教育每提高1個(gè)單位，農(nóng)牧戶是否兼業(yè)的概率提高12.1%，一兼業(yè)的概率提升11.4%。初中與高中教育每提高1個(gè)單位，農(nóng)牧戶是否兼業(yè)的概率分別提升19.2%和58.4%，二兼業(yè)的概率分別提升10.5%和51.9%。而大專及以上教育每提高1個(gè)單位，農(nóng)牧戶是否兼業(yè)的概率僅提升8.4%，二兼業(yè)的概率提升25.2%。技能培訓(xùn)中短期培訓(xùn)每提高1個(gè)單位，農(nóng)牧戶是否兼業(yè)的概率提升4.4%，一兼業(yè)的概率提升2.1%。長期培訓(xùn)每提高1個(gè)單位，農(nóng)牧戶選擇兼業(yè)的概率提升7.1%，二兼業(yè)的概率提升30.8%。

為了檢驗(yàn)Heckman兩階段模型方程(1)與(2)估計(jì)結(jié)果的可靠性，采用Logit模型對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)、兼業(yè)程度進(jìn)行穩(wěn)健性分析，解釋變量和被解釋變量與Heckman兩階段的選擇方程和結(jié)果方程相同。表4模型(1)～(4)回歸結(jié)果與表2的結(jié)果較為一致，說明實(shí)證分析的結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：控制變量與識別變量同上文，為節(jié)省篇幅，未報(bào)告其他變量及估計(jì)結(jié)果。

五、結(jié)論

本文利用青海農(nóng)村牧區(qū)517個(gè)農(nóng)牧戶樣本的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，深入分析了正規(guī)教育、技能培訓(xùn)對農(nóng)牧戶兼業(yè)行為影響的內(nèi)在作用機(jī)理。結(jié)果表明：第一，青海農(nóng)村牧區(qū)農(nóng)牧戶選擇兼業(yè)的現(xiàn)象并不普遍，有兼業(yè)的農(nóng)牧戶比例僅為65.4%，這其中70.4%的農(nóng)牧戶傾向于單一的一兼業(yè)行為，這與農(nóng)村牧區(qū)現(xiàn)狀可能有直接關(guān)系，受到人力資本的制約，許多農(nóng)牧戶還是愿意選擇以往熟悉的農(nóng)牧業(yè)。第二，正規(guī)教育中不同教育程度對農(nóng)牧戶兼業(yè)行為影響有所差異，小學(xué)、初中與高中教育均對是否兼業(yè)有顯著促進(jìn)作用，同時(shí)，小學(xué)組的農(nóng)牧民傾向于一兼業(yè)，而初中與高中組的更傾向于二兼業(yè)。與以往研究[16]不同的是，研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)及以上教育對是否兼業(yè)并沒有顯著影響，而對深化兼業(yè)程度具有顯著影響。這說明，正規(guī)教育與農(nóng)牧戶是否兼業(yè)具有倒U型的關(guān)系，而與農(nóng)牧戶兼業(yè)程度呈遞增的關(guān)系。第三，技能培訓(xùn)中不同培訓(xùn)特征對農(nóng)牧戶兼業(yè)化具有顯著影響，相對于未參與技能培訓(xùn)的農(nóng)牧戶而言，技能培訓(xùn)的時(shí)間越長，對農(nóng)牧戶是否兼業(yè)的促進(jìn)作用更明顯，且更傾向于二兼業(yè)行為。