職業農民高校脫產培訓長期效應研究

楊肖麗+周紹東+高峰+楊姝

摘 要 為研究遼寧省職業農民培訓實施的長期效應，將參加過高校脫產培訓的370名職業農民分為培訓組和對照組，培訓長期效應分為經濟效應、社會效應和自身素質提升效應。數據分析結果表明，培訓的長期經濟效應較為顯著，與對照組相比，培訓組年收入增加率高出128.4%；長期社會效應方面，培訓組的組織化程度提高度比對照組高出10個百分點；自身素質提升效應方面，隨著脫產培訓后時間的延長，培訓對農民的影響可能更多體現在自主學習能力提高方面。

關鍵詞 職業農民；高校脫產培訓；長期效應；遼寧省

中圖分類號 G726 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2014）22-0053-05

一、引言

隨著工業化和城鎮化進程的加快，農業發展進入了關鍵時期，對農業人才的需求越來越大，但目前農村不僅缺乏青壯年勞動力，更缺乏有文化、懂技術、具有經營管理能力的職業農民。2012年中央一號文件首次提出大力“培育新型職業農民”；2013年，中央一號文件提出“扶持聯戶經營、專業大戶、家庭農場”，“大力培育新型農民和農村實用人才”；農業部等部門表示，“十二五”期間每年將培訓百萬新型職業農民。培育新型職業農民不僅能解決“誰來種地”的現實難題，更能解決“怎樣種地”的深層問題。

高等農業院校在農民培訓中扮演著重要角色。高等農業院校具有廣泛的人才及教育資源優勢，特別是地方農業高校，更有著獨特的地緣優勢和情感優勢[1][2][3]。職業農民培訓近年來在全國各省市普遍實施，通常的培訓模式是以高校作為培訓主體，在政府扶持下，組織各地市農民到高校參加時間長短不等的各種培訓?，F有文獻中，對各地已有培訓的基本情況、培訓模式、培訓經驗及培訓效果都有較詳盡的分析和總結。就職業農民培訓效應來看，多數文獻對培訓效應的研究是基于培訓期間或培訓后的短期效應進行分析[4][5][6]。也有學者采用傾向得分匹配（PSM）方法配合雙重差分模型，考察了培訓對農民收入增長的效應，認為初期培訓確實帶來了顯著的收入效應，但隨著時間的推移這一效應呈現明顯下降態勢，由培訓引起的收入增長滯后于其他因素造成的收入增長，培訓的收入效應逐步弱化，但并未分析培訓所帶來的社會效應等[7]。

就現有文獻來看，研究職業農民培訓的長期效應，尤其是研究高校舉辦的脫產培訓長期效應的文獻幾乎沒有。因此，本文在遼寧省快速城鎮化的大背景下①，針對遼寧省內參加過高校脫產培訓的職業農民進行抽樣調查，并根據其參加培訓的時間分為兩組，采用統計和計量模型方法對職業農民參加高校培訓的長期效應進行考察。

二、數據來源、概念界定與基本統計

（一）數據來源

本文數據來自于兩次實地調查。一是沈陽農業大學新農村發展研究院相關人員于2012年12月和2013年1月對參加農民企業家高級培訓班②的兩期學員進行的隨機抽樣調查和訪談，以了解他們在幾年前參加的高校全日制培訓的長期效應，學員分別來自于遼寧省大連、丹東、阜新、鐵嶺、鞍山、營口等各個區縣，分布較均衡，調查最終獲得115份問卷，有效問卷108份。二是沈陽市科技局聯合沈陽農業大學于2013年3月在遼寧全省抽樣進行的職業農民培訓調查，調查采用各區縣配額抽樣法，根據培訓名單，分別在遼寧省錦州、鞍山、盤錦、葫蘆島、撫順、遼中、新民等縣市進行隨機抽樣調查，回收問卷294份，其中有效問卷262份，有效率89.1%。全部合格樣本為370人。

（二）概念界定

職業農民。本文所調查的農民在報名參加高校培訓時均有篩選，要求主業從事農業生產和經營，以獲利為目的的群體，符合職業農民的概念要求。

高校脫產培訓：本文所研究的培訓是指要求農民脫離農業農村到高校參加全日制學習，食宿由高校負責，培訓課程、師資等由高校相關部門統一安排。而且特指培訓時間為三個月以上③（含三個月）的在校脫產培訓。

長期效應。指在高校完成培訓三年或更長時間后的培訓效應。采用三年的時間界定，是因為農業生產是有周期性的，一般種養殖產業的生產周期為0.5～3年，且農民在農業生產方面的模仿和技術采納也需要較長時間的觀察和比較分析，根據經驗，參加培訓三年后所產生的后果可以看做培訓產生的長期效果。本文研究2009年及以前參加的培訓對2012年的影響。長期效應包括三個方面：經濟效應、社會效應，以及農民自身素質提升效應。

培訓組與對照組。要研究培訓的長期效應，必然要有對照組樣本，以控制因為非培訓因素帶來的效應。將參加過2009年及以前高校培訓的農民作為培訓組，將培訓發生在2009年以后的樣本歸為對照組。

（三）基本情況統計分析

表1為分組別的樣本基本情況統計?？傮w來看，培訓組樣本數約為對照組樣本數的兩倍；男性為女性的近兩倍，培訓組男性比例更高；年齡均值為39.6歲，培訓組年齡均值為40.2歲，對照組為38.3歲；從受教育程度來看，培訓組比對照組稍高，大專及以上占比高達37%，不過很多人的學歷教育多為工作后再培養；培訓組中黨員和預備黨員占比高于對照組，而且培訓組中被訪者為科技示范戶和合作社帶頭人的比例明顯高于對照組；村干部比例基本均衡。

另外，對被訪者的產業做了統計，從事種植業的人數為242人，養殖業為82人，其他產業（經營農資店或從事零售批發運輸業務等）為72人，種植業中從事大田作物、果樹和蔬菜種植的占到從事種植業總數的73.1%，養殖業中養豬的人較多，其次是家禽養殖。被訪者中有一部分人兼營農資店或農村其他業務，多數人是從種養殖業開始發展，做到一定規模后才將產業鏈條向上或向下延伸，做農資產品經銷或農產品加工銷售等。培訓組和對照組所從事的產業差異不大。樣本總體產業構成符合遼寧省農業產業總體特征。

三、職業農民高校脫產培訓長期效應實證分析

（一）經濟效應

經濟效應一般以產量增加和收入增加指標來反映。表2給出了培訓對產量和收入增加的影響?？傮w來看，絕大多數農民培訓后，其產量和收入都有所增加。就增加比率來看，中長期培訓組的產量增加比率高出對照組15個百分點，收入增加比率高出了近100個百分點?？梢?，農民培訓從長期看存在產量和收入增長的經濟效應。

方程（1）中，Y為收入增加率；X1為培訓長期效應；X2為農戶產業類型；X3為培訓質量，該變量用學員當時參加培訓時的聽課比例和對培訓的滿意程度兩個變量來反映；X4為農民個體特征等控制變量，包括年齡、性別、受教育程度、政治身份、是否為村干部、科技示范戶、合作社帶頭人。在此，加入2012年農戶總收入變量，因為收入增加率是直接詢問農戶農業收入大概年均增加的比率，如果農戶本身的年總收入（包括其他經營收入和打工收入等）很高，增加比率很小，其實際增加量也會比較高，但從增加率上則反映不出來。因此，將2012年總收入取對數，以控制絕對數差異帶來的影響。各變量基本含義見表3。

被解釋變量收入增加率為連續變量，最小值為0，最大值為29.00，標準差為3.26。采用OLS對模型進行回歸，軟件采用STATA11.0，回歸結果見表3。

從表3可見，模型通過顯著性檢驗。其中，培訓的長期效應變量顯著，表明在控制其他變量情況下，培訓組的收入增加率比對照組高128.4%。而產業類型變量不顯著。就培訓質量來看，聽課次數變量不顯著，可能的原因是變量集中度過高（有75.41%的被訪者回答聽課次數在80%～100%之間），更有可能是因為被訪者虛報聽課次數以迎合調查，實際培訓情況也表明能堅持聽課80%以上的人數遠低于該調查結果；而培訓滿意度變量在10%水平下顯著，表明隨著農民對培訓滿意度每下降一個等級，收入增加率則下降35.6%，培訓質量對農民收入有一定影響。個體特征等控制變量中，政治面貌變量顯著，表明隨著黨員、預備黨員、團員、群眾依次降低，收入降低比率為59.8%；村干部變量顯著為正，即在控制其他變量情況下，村干部收入增加率比非村干部高出198.7%；2012年總收入變量顯著為正，表明2012年的總收入每增加1%，農業收入年均增加率提高119.3%。

（二）社會效應

農民培訓的社會效應一般以組織化程度的提高度來反映，在不同條件下，對于組織化程度有不同的衡量標準。本文的組織化程度，指在培訓前后農民參加合作社或協會等農民組織人數的變化；組織化程度提高度指培訓前后農戶參加農民組織的變化率，主要指因培訓因素造成的組織化程度的提高率。計算公式為：

本文按照培訓組和對照組分別計算其組織化提高程度，結果見表4。從表4數據可見，培訓組整體組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點，表明培訓對農民組織化程度的提高有一定促進作用。

（三）農民自身素質提升效應

農民自身素質提升包括兩個方面：知識及能力提升、行為習慣改變。這兩個方面的提升不僅會促進職業農民對未來產業發展進行主動思考和改變，還可以在整體上反映個人素質的變化。

1.知識及能力提升

2.行為習慣改變

行為習慣的改變是潛移默化的，一般的農民培訓更多注重于農業相關知識技能或認知改變，很少將行為習慣的改變作為培訓內容。沈陽農業大學在長期班的職業農民培訓中加入了一小部分行為習慣改變方面的課程，如商務禮儀、商務談判等。本研究就行為習慣方面僅在問卷中設置了一個題目：“通過培訓，在行為習慣、生活方式等方面是否有所改變”，并設置了一些簡單的行為習慣改變例子，如遇到客人主動問候、刷牙次數增加、家里衛生情況好轉等。調查結果發現，77.12%的農民覺得培訓后行為習慣有改變，但培訓組和對照組無差異。這個比例比前述知識能力提升的比例低很多，表明在行為習慣方面的培訓仍然有待加強。

四、結論及建議

本文采用遼寧省參加過高校脫產培訓的職業農民抽樣調查數據，研究職業農民參加高校脫產培訓的長期效應，結果表明，高校職業農民培訓的長期經濟效應較為顯著，在控制其他因素不變情況下，培訓組年收入增加率在5%，顯著性水平下高出對照組128.4%，另外影響農民收入增長率的還有培訓滿意度、農民政治面貌、是否為村干部等變量。長期社會效應用組織化程度提高度來反映，培訓組整體上組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點。自身素質提升效應方面，知識及能力提升方面，培訓組與對照組在對農業相關政策法規和自主學習能力方面略有差異；行為習慣改變方面，培訓的長期效應并不顯著。

另外，調查過程中還選取了部分職業農民進行深度訪談。發現能夠參加高校培訓的多數農民經歷和背景都很豐富，都有過在大都市闖蕩的經歷，做過許多工作，積累了一定資本，一部分回鄉創業，有的承包了大量土地，進行規?；洜I，靠自己的努力和經驗技術成為鄉村中的精英，多數都很愛學習，重視新技術并愿意吸收先進的經營理念，他們在經營水平、思想意識等方面已經基本脫離了傳統農民的范疇，屬于新型職業農民。但現在很多農業合作組織還處于起步階段，存在資金短缺、銷售、管理等方面的問題，很多學員都覺得經營壓力很大，對未來的前景感到迷茫，渴望通過培訓學到更多經營管理方法和新技術。

因此，職業農民培訓應關注培訓后的長期持續效應，未來的職業農民培訓應根據被培訓對象特征和需求、他們的經營及思想意識變化及時作出調整，以適應我國經濟發展、科技創新、勞動力外流、土地經營規模變化及農村變遷等方面的迅速發展。

參 考 文 獻

[1]遲維意.以政府主導依托農林高校開展現代農民培訓的實踐探索[J].高等農業教育，2012（1）：3-6.

[2]張雯，等.農林高校開展“請進來”式農民培訓的效果評估及其發展定位[J].高等農業教育，2013（1）：115-117.

[3]安江燕，等.高等農業院校農民培訓工作探析[J].河北農業大學學報（農林教育版），2011（13）：42-45.

[4]程萍.異質性條件下勞動力培訓的效應分析——基于云南省紅河州3000戶家庭的數據[J].農業技術經濟，2012（3）：21-27.

[5]霍莉.參與式農民培訓的實施及效果研究——以中加農業發展項目部分示范村為例[D].上海：華東師范大學，2009：7.

[6]徐金海，等.農民農業科技培訓服務需求意愿及績效的實證研究：以江蘇省為例[J].農業經濟問題，2011（12）：66-72.

[7]李靜，等.農民培訓工程的政策效果評估——基于寧夏農戶固定觀察點數據的實證檢驗[J].農業技術經濟，2013（3）：26-35.

方程（1）中，Y為收入增加率；X1為培訓長期效應；X2為農戶產業類型；X3為培訓質量，該變量用學員當時參加培訓時的聽課比例和對培訓的滿意程度兩個變量來反映；X4為農民個體特征等控制變量，包括年齡、性別、受教育程度、政治身份、是否為村干部、科技示范戶、合作社帶頭人。在此，加入2012年農戶總收入變量，因為收入增加率是直接詢問農戶農業收入大概年均增加的比率，如果農戶本身的年總收入（包括其他經營收入和打工收入等）很高，增加比率很小，其實際增加量也會比較高，但從增加率上則反映不出來。因此，將2012年總收入取對數，以控制絕對數差異帶來的影響。各變量基本含義見表3。

被解釋變量收入增加率為連續變量，最小值為0，最大值為29.00，標準差為3.26。采用OLS對模型進行回歸，軟件采用STATA11.0，回歸結果見表3。

從表3可見，模型通過顯著性檢驗。其中，培訓的長期效應變量顯著，表明在控制其他變量情況下，培訓組的收入增加率比對照組高128.4%。而產業類型變量不顯著。就培訓質量來看，聽課次數變量不顯著，可能的原因是變量集中度過高（有75.41%的被訪者回答聽課次數在80%～100%之間），更有可能是因為被訪者虛報聽課次數以迎合調查，實際培訓情況也表明能堅持聽課80%以上的人數遠低于該調查結果；而培訓滿意度變量在10%水平下顯著，表明隨著農民對培訓滿意度每下降一個等級，收入增加率則下降35.6%，培訓質量對農民收入有一定影響。個體特征等控制變量中，政治面貌變量顯著，表明隨著黨員、預備黨員、團員、群眾依次降低，收入降低比率為59.8%；村干部變量顯著為正，即在控制其他變量情況下，村干部收入增加率比非村干部高出198.7%；2012年總收入變量顯著為正，表明2012年的總收入每增加1%，農業收入年均增加率提高119.3%。

（二）社會效應

農民培訓的社會效應一般以組織化程度的提高度來反映，在不同條件下，對于組織化程度有不同的衡量標準。本文的組織化程度，指在培訓前后農民參加合作社或協會等農民組織人數的變化；組織化程度提高度指培訓前后農戶參加農民組織的變化率，主要指因培訓因素造成的組織化程度的提高率。計算公式為：

本文按照培訓組和對照組分別計算其組織化提高程度，結果見表4。從表4數據可見，培訓組整體組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點，表明培訓對農民組織化程度的提高有一定促進作用。

（三）農民自身素質提升效應

農民自身素質提升包括兩個方面：知識及能力提升、行為習慣改變。這兩個方面的提升不僅會促進職業農民對未來產業發展進行主動思考和改變，還可以在整體上反映個人素質的變化。

1.知識及能力提升

2.行為習慣改變

行為習慣的改變是潛移默化的，一般的農民培訓更多注重于農業相關知識技能或認知改變，很少將行為習慣的改變作為培訓內容。沈陽農業大學在長期班的職業農民培訓中加入了一小部分行為習慣改變方面的課程，如商務禮儀、商務談判等。本研究就行為習慣方面僅在問卷中設置了一個題目：“通過培訓，在行為習慣、生活方式等方面是否有所改變”，并設置了一些簡單的行為習慣改變例子，如遇到客人主動問候、刷牙次數增加、家里衛生情況好轉等。調查結果發現，77.12%的農民覺得培訓后行為習慣有改變，但培訓組和對照組無差異。這個比例比前述知識能力提升的比例低很多，表明在行為習慣方面的培訓仍然有待加強。

四、結論及建議

本文采用遼寧省參加過高校脫產培訓的職業農民抽樣調查數據，研究職業農民參加高校脫產培訓的長期效應，結果表明，高校職業農民培訓的長期經濟效應較為顯著，在控制其他因素不變情況下，培訓組年收入增加率在5%，顯著性水平下高出對照組128.4%，另外影響農民收入增長率的還有培訓滿意度、農民政治面貌、是否為村干部等變量。長期社會效應用組織化程度提高度來反映，培訓組整體上組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點。自身素質提升效應方面，知識及能力提升方面，培訓組與對照組在對農業相關政策法規和自主學習能力方面略有差異；行為習慣改變方面，培訓的長期效應并不顯著。

另外，調查過程中還選取了部分職業農民進行深度訪談。發現能夠參加高校培訓的多數農民經歷和背景都很豐富，都有過在大都市闖蕩的經歷，做過許多工作，積累了一定資本，一部分回鄉創業，有的承包了大量土地，進行規?；洜I，靠自己的努力和經驗技術成為鄉村中的精英，多數都很愛學習，重視新技術并愿意吸收先進的經營理念，他們在經營水平、思想意識等方面已經基本脫離了傳統農民的范疇，屬于新型職業農民。但現在很多農業合作組織還處于起步階段，存在資金短缺、銷售、管理等方面的問題，很多學員都覺得經營壓力很大，對未來的前景感到迷茫，渴望通過培訓學到更多經營管理方法和新技術。

因此，職業農民培訓應關注培訓后的長期持續效應，未來的職業農民培訓應根據被培訓對象特征和需求、他們的經營及思想意識變化及時作出調整，以適應我國經濟發展、科技創新、勞動力外流、土地經營規模變化及農村變遷等方面的迅速發展。

參 考 文 獻

[1]遲維意.以政府主導依托農林高校開展現代農民培訓的實踐探索[J].高等農業教育，2012（1）：3-6.

[2]張雯，等.農林高校開展“請進來”式農民培訓的效果評估及其發展定位[J].高等農業教育，2013（1）：115-117.

[3]安江燕，等.高等農業院校農民培訓工作探析[J].河北農業大學學報（農林教育版），2011（13）：42-45.

[4]程萍.異質性條件下勞動力培訓的效應分析——基于云南省紅河州3000戶家庭的數據[J].農業技術經濟，2012（3）：21-27.

[5]霍莉.參與式農民培訓的實施及效果研究——以中加農業發展項目部分示范村為例[D].上海：華東師范大學，2009：7.

[6]徐金海，等.農民農業科技培訓服務需求意愿及績效的實證研究：以江蘇省為例[J].農業經濟問題，2011（12）：66-72.

[7]李靜，等.農民培訓工程的政策效果評估——基于寧夏農戶固定觀察點數據的實證檢驗[J].農業技術經濟，2013（3）：26-35.

方程（1）中，Y為收入增加率；X1為培訓長期效應；X2為農戶產業類型；X3為培訓質量，該變量用學員當時參加培訓時的聽課比例和對培訓的滿意程度兩個變量來反映；X4為農民個體特征等控制變量，包括年齡、性別、受教育程度、政治身份、是否為村干部、科技示范戶、合作社帶頭人。在此，加入2012年農戶總收入變量，因為收入增加率是直接詢問農戶農業收入大概年均增加的比率，如果農戶本身的年總收入（包括其他經營收入和打工收入等）很高，增加比率很小，其實際增加量也會比較高，但從增加率上則反映不出來。因此，將2012年總收入取對數，以控制絕對數差異帶來的影響。各變量基本含義見表3。

被解釋變量收入增加率為連續變量，最小值為0，最大值為29.00，標準差為3.26。采用OLS對模型進行回歸，軟件采用STATA11.0，回歸結果見表3。

從表3可見，模型通過顯著性檢驗。其中，培訓的長期效應變量顯著，表明在控制其他變量情況下，培訓組的收入增加率比對照組高128.4%。而產業類型變量不顯著。就培訓質量來看，聽課次數變量不顯著，可能的原因是變量集中度過高（有75.41%的被訪者回答聽課次數在80%～100%之間），更有可能是因為被訪者虛報聽課次數以迎合調查，實際培訓情況也表明能堅持聽課80%以上的人數遠低于該調查結果；而培訓滿意度變量在10%水平下顯著，表明隨著農民對培訓滿意度每下降一個等級，收入增加率則下降35.6%，培訓質量對農民收入有一定影響。個體特征等控制變量中，政治面貌變量顯著，表明隨著黨員、預備黨員、團員、群眾依次降低，收入降低比率為59.8%；村干部變量顯著為正，即在控制其他變量情況下，村干部收入增加率比非村干部高出198.7%；2012年總收入變量顯著為正，表明2012年的總收入每增加1%，農業收入年均增加率提高119.3%。

（二）社會效應

農民培訓的社會效應一般以組織化程度的提高度來反映，在不同條件下，對于組織化程度有不同的衡量標準。本文的組織化程度，指在培訓前后農民參加合作社或協會等農民組織人數的變化；組織化程度提高度指培訓前后農戶參加農民組織的變化率，主要指因培訓因素造成的組織化程度的提高率。計算公式為：

本文按照培訓組和對照組分別計算其組織化提高程度，結果見表4。從表4數據可見，培訓組整體組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點，表明培訓對農民組織化程度的提高有一定促進作用。

（三）農民自身素質提升效應

農民自身素質提升包括兩個方面：知識及能力提升、行為習慣改變。這兩個方面的提升不僅會促進職業農民對未來產業發展進行主動思考和改變，還可以在整體上反映個人素質的變化。

1.知識及能力提升

2.行為習慣改變

行為習慣的改變是潛移默化的，一般的農民培訓更多注重于農業相關知識技能或認知改變，很少將行為習慣的改變作為培訓內容。沈陽農業大學在長期班的職業農民培訓中加入了一小部分行為習慣改變方面的課程，如商務禮儀、商務談判等。本研究就行為習慣方面僅在問卷中設置了一個題目：“通過培訓，在行為習慣、生活方式等方面是否有所改變”，并設置了一些簡單的行為習慣改變例子，如遇到客人主動問候、刷牙次數增加、家里衛生情況好轉等。調查結果發現，77.12%的農民覺得培訓后行為習慣有改變，但培訓組和對照組無差異。這個比例比前述知識能力提升的比例低很多，表明在行為習慣方面的培訓仍然有待加強。

四、結論及建議

本文采用遼寧省參加過高校脫產培訓的職業農民抽樣調查數據，研究職業農民參加高校脫產培訓的長期效應，結果表明，高校職業農民培訓的長期經濟效應較為顯著，在控制其他因素不變情況下，培訓組年收入增加率在5%，顯著性水平下高出對照組128.4%，另外影響農民收入增長率的還有培訓滿意度、農民政治面貌、是否為村干部等變量。長期社會效應用組織化程度提高度來反映，培訓組整體上組織化程度提高度更高，有33.61%的被訪者是因為培訓原因加入了合作社或協會等組織，比對照組高出20個百分點。自身素質提升效應方面，知識及能力提升方面，培訓組與對照組在對農業相關政策法規和自主學習能力方面略有差異；行為習慣改變方面，培訓的長期效應并不顯著。

另外，調查過程中還選取了部分職業農民進行深度訪談。發現能夠參加高校培訓的多數農民經歷和背景都很豐富，都有過在大都市闖蕩的經歷，做過許多工作，積累了一定資本，一部分回鄉創業，有的承包了大量土地，進行規模化經營，靠自己的努力和經驗技術成為鄉村中的精英，多數都很愛學習，重視新技術并愿意吸收先進的經營理念，他們在經營水平、思想意識等方面已經基本脫離了傳統農民的范疇，屬于新型職業農民。但現在很多農業合作組織還處于起步階段，存在資金短缺、銷售、管理等方面的問題，很多學員都覺得經營壓力很大，對未來的前景感到迷茫，渴望通過培訓學到更多經營管理方法和新技術。

因此，職業農民培訓應關注培訓后的長期持續效應，未來的職業農民培訓應根據被培訓對象特征和需求、他們的經營及思想意識變化及時作出調整，以適應我國經濟發展、科技創新、勞動力外流、土地經營規模變化及農村變遷等方面的迅速發展。

參 考 文 獻

[1]遲維意.以政府主導依托農林高校開展現代農民培訓的實踐探索[J].高等農業教育，2012（1）：3-6.

[2]張雯，等.農林高校開展“請進來”式農民培訓的效果評估及其發展定位[J].高等農業教育，2013（1）：115-117.

[3]安江燕，等.高等農業院校農民培訓工作探析[J].河北農業大學學報（農林教育版），2011（13）：42-45.

[4]程萍.異質性條件下勞動力培訓的效應分析——基于云南省紅河州3000戶家庭的數據[J].農業技術經濟，2012（3）：21-27.

[5]霍莉.參與式農民培訓的實施及效果研究——以中加農業發展項目部分示范村為例[D].上海：華東師范大學，2009：7.

[6]徐金海，等.農民農業科技培訓服務需求意愿及績效的實證研究：以江蘇省為例[J].農業經濟問題，2011（12）：66-72.

[7]李靜，等.農民培訓工程的政策效果評估——基于寧夏農戶固定觀察點數據的實證檢驗[J].農業技術經濟，2013（3）：26-35.