陽玉香 莫旋

（衡陽師范學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)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(xùn)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(jìn)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(shì)發(fā)展的需要。對(duì)于返鄉(xiāng)農(nóng)民工，沒條件再去學(xué)校接受正規(guī)教育，就只能選擇參加形式多樣、時(shí)間靈活的培訓(xùn)。那么，如何評(píng)估返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)的效果？返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)相關(guān)政策落實(shí)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(xùn)的真實(shí)效果，吸引返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)，提升培訓(xùn)政策落實(shí)效率，進(jìn)而助推返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)。

研究培訓(xùn)效果的傳統(tǒng)方法通常是將培訓(xùn)作為解釋變量引入收入方程，通過OLS估算培訓(xùn)的邊際影響。但實(shí)際上，個(gè)體參加培訓(xùn)存在自選擇問題，并不是隨機(jī)挑選的。個(gè)人能力比較強(qiáng)的可能對(duì)自身的要求更高，更傾向于選擇參加培訓(xùn)。而個(gè)人能力往往是與培訓(xùn)無關(guān)的不可觀測(cè)因素，不論是否參加培訓(xùn)，天生能力比較強(qiáng)的群體會(huì)比其它人獲得更高的收入。所以研究培訓(xùn)的收入效應(yīng)需要考慮參加培訓(xùn)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(jìn)行估計(jì)[1]，該模型能夠?qū)⒖捎^測(cè)變量和不可觀測(cè)變量導(dǎo)致的偏誤納入模型，解決了樣本自選擇問題。同時(shí)，它還可以擬合培訓(xùn)者和未培訓(xùn)者的收入決定方程，并進(jìn)行反事實(shí)推斷，分別計(jì)算出培訓(xùn)者和未培訓(xùn)者的處理效應(yīng)，估計(jì)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(jì)

（一）據(jù)來源及處理

由于2014年后全國流動(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)數(shù)據(jù)中無培訓(xùn)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(shí)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(xùn)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(gè)體在工作時(shí)長(zhǎng)的差異性，用小時(shí)收入更合理，根據(jù)明瑟方程，對(duì)小時(shí)收入取對(duì)數(shù)作為被解釋變量。返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入受到個(gè)體特征變量（受教育程度、性別、工作經(jīng)驗(yàn)、婚姻狀況、身體健康程度、社會(huì)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(xùn)是一種人力資本投資，其選擇行為由培訓(xùn)收入和成本相比較而定。培訓(xùn)除了受到收入的所有影響因素影響外，還受到培訓(xùn)成本的影響，培訓(xùn)成本主要由參加培訓(xùn)的機(jī)會(huì)成本和可獲得性決定，因機(jī)會(huì)成本廣而難以測(cè)量，所以，本文以區(qū)行業(yè)培訓(xùn)率作為培訓(xùn)成本的衡量。

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

表1 培訓(xùn)組與未培訓(xùn)組主要變量定義及描述性統(tǒng)計(jì)

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(xùn)的培訓(xùn)組收入高于未培訓(xùn)組，培訓(xùn)組的受教育程度更高，身體健康狀況更好，簽訂勞動(dòng)合同的比例更高，社會(huì)關(guān)系更多，區(qū)培訓(xùn)比率明顯高于未培訓(xùn)組。培訓(xùn)組男性比例、工作經(jīng)驗(yàn)、家庭收入低于未培訓(xùn)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(xùn)時(shí)并不是隨機(jī)挑選的，而是存在自選擇，如果直接運(yùn)用OLS進(jìn)行估計(jì)無法得到一致估計(jì)量。因此，在研究返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)效果時(shí)，需對(duì)這些因素加以控制，我們還需要用更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量方法來實(shí)證。

三、內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型與處理效應(yīng)估計(jì)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(xùn)的兩種決策：參加培訓(xùn)或不參加培訓(xùn)。為分析其培訓(xùn)對(duì)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(xùn)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(xùn)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(xùn)，T=0表示不參加培訓(xùn),Z是影響返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)決策的一組變量。

根據(jù)模型識(shí)別要求，Z中至少出現(xiàn)一個(gè)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(xùn)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(xùn)與不參加培訓(xùn)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(xùn)和不培訓(xùn)時(shí)的收入水平，但在現(xiàn)實(shí)生活中，我們不可能同時(shí)觀測(cè)到返鄉(xiāng)農(nóng)民工i參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)和不參加培訓(xùn)兩種情況下的收入，且隨機(jī)誤差項(xiàng)的條件期望不等于零，如果采用OLS估計(jì)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(xùn)和不培訓(xùn)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(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布密度函數(shù)和累計(jì)密度函數(shù)。λ1i和λ0i分別表示由不可觀測(cè)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(cè)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(jì)

根據(jù)內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型的估計(jì)結(jié)果，我們還可以估計(jì)出返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)不參加培訓(xùn)時(shí)，以及未培訓(xùn)者參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)時(shí)兩種反事實(shí)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(xùn)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(xùn)者的平均處理效應(yīng)（ATU）為式（10）與式（8）之差：

四、實(shí)證結(jié)果分析

首先對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型進(jìn)行回歸，進(jìn)一步識(shí)別返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)對(duì)其收入影響的處理效應(yīng)差異，識(shí)別參加培訓(xùn)的選擇機(jī)制對(duì)培訓(xùn)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(jì)結(jié)果。

從表2可以看出，就培訓(xùn)決策模型而言，受教育程度，婚姻狀況，身體健康狀況，勞動(dòng)合同，社會(huì)關(guān)系的系數(shù)為正，且通過了顯著性檢驗(yàn)，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(xùn)決策。而性別負(fù)向地影響了其培訓(xùn)決策。這說明女性更傾向于參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)。因?yàn)殡S著服務(wù)業(yè)的發(fā)展，對(duì)女性的需求增加，女性需參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)以掌握工作必備技術(shù)。工作經(jīng)驗(yàn)與返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)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(dòng)合同、社會(huì)關(guān)系多者傾向于參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)，說明能力越強(qiáng)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工越傾向于參加培訓(xùn)，其培訓(xùn)決策遵循比較優(yōu)勢(shì)。

進(jìn)一步比較返鄉(xiāng)農(nóng)民工參加轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)者和未培訓(xùn)者的收入決定方程，我們發(fā)現(xiàn)諸多變量對(duì)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(dòng)合同、社會(huì)關(guān)系和家庭收入顯著地正向影響了未培訓(xùn)者和培訓(xùn)者的收入水平，但對(duì)培訓(xùn)者的貢獻(xiàn)明顯大于未培訓(xùn)者；受教育程度、男性和身體健康狀況有助于提升未培訓(xùn)者和培訓(xùn)者的收入，但對(duì)未培訓(xùn)者的貢獻(xiàn)明顯大于培訓(xùn)者；婚姻狀況負(fù)向顯著影響了未培訓(xùn)者，但對(duì)培訓(xùn)者沒有影響，這是因?yàn)橐鸦樵黾恿似浼彝ソ?jīng)濟(jì)負(fù)擔(dān)和壓力，因此傾向于主動(dòng)承擔(dān)體力消耗大，工資報(bào)酬高的工作。工作經(jīng)驗(yàn)與收入呈倒“U”型關(guān)系，與預(yù)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(xùn)決策是一個(gè)正向選擇過程，即選擇培訓(xùn)者若沒有經(jīng)過選擇過程的話，會(huì)比實(shí)際上通過選擇過程進(jìn)行培訓(xùn)者的收入低。這表明有必要糾正模型中由不可觀測(cè)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(jì)結(jié)果

為反映轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)對(duì)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(jì)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(xùn)者和未培訓(xùn)者的收入，根據(jù)方程式（9）和（10）分別計(jì)算出培訓(xùn)者不培訓(xùn)以及不培訓(xùn)者參加培訓(xùn)兩種反事實(shí)情境下的收入水平。然后根據(jù)方程式（11）和（12）分別計(jì)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(qiáng)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工選擇參加培訓(xùn)，轉(zhuǎn)崗再就業(yè)培訓(xùn)能顯著提高返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入，且未培訓(xùn)者參加培訓(xùn)，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(dòng)人口動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)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(xùn)選擇機(jī)制，以及培訓(xùn)對(duì)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(xùn)對(duì)參加培訓(xùn)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工收入水平有顯著的正向影響，對(duì)未參加培訓(xùn)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工的收入有負(fù)向影響。返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)時(shí)選擇參加培訓(xùn)的機(jī)制遵循比較優(yōu)勢(shì)原則，能力較強(qiáng)的返鄉(xiāng)農(nóng)民工更傾向于選擇參加培訓(xùn)。

農(nóng)民工培訓(xùn)是貫徹落實(shí)國家政策，提升就業(yè)能力，拓展就業(yè)途徑，實(shí)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(chǎng)支持，因此，政府政策支持是返鄉(xiāng)農(nóng)民工獲取資源，實(shí)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(xùn)內(nèi)容。政府對(duì)返鄉(xiāng)農(nóng)民工進(jìn)行線上和線下調(diào)研，隨時(shí)了解返鄉(xiāng)農(nóng)民工轉(zhuǎn)崗再就業(yè)的培訓(xùn)需求，針對(duì)不同行業(yè)、不同所有制等人群制訂針對(duì)性的計(jì)劃和內(nèi)容，積極調(diào)控、合理配置市場(chǎng)培訓(xùn)資源，開展有針對(duì)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(xùn)[4]。

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

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