大學生職業農民學歷提升意愿及影響因素研究

卓 炯，杜彥坤

(中國農業科學院 農業經濟與發展研究所，北京 100081)

一、引言

2018年中央一號文件指出，實施鄉村振興戰略必須破解人才瓶頸制約，強化鄉村振興人才支撐，把人力資本開發放在首要位置，大力培育新型職業農民。新型職業農民是以農業為職業、具有相應的專業技能、收入主要來自農業生產經營并達到相當水平的現代農業從業者，可分為生產經營型、專業技能型、專業服務型三種類型。[1]《“十三五”全國新型職業農民培育發展規劃》提出實施“新型職業農民學歷提升工程”，面向新型職業農民開展農民中、高等職業教育，有效提高新型職業農民隊伍綜合素質和學歷水平。2014年3月，教育部、農業部印發《中等職業學校新型職業農民培養方案試行》(教職成廳〔2014〕1號)，有力推動了中等職業教育培養新型職業農民的進程，學生畢業可獲得中等職業教育學歷。2019年6月，農業農村部、教育部印發《關于做好高職擴招培養高素質農民有關工作的通知》(農辦科〔2019〕24號)，啟動實施“百萬高素質農民學歷提升行動計劃”，計劃5年內培養100萬名高素質農民，學生畢業可獲得高等教育專科學歷。

對于高中及以下學歷的農民，可參加中、高等職業教育提升學歷至中專、大專層次，而對于已經具有大學專科、本科或碩士研究生學歷的職業農民(以下簡稱“大學生農民”)，如何進一步提升學歷目前沒有明確的路徑，也較少得到關注。在國家涉農就業創業政策支持下，近年來有越來越多的大學生返鄉下鄉就業創業。2014年評選出的第九屆全國農村青年致富帶頭人中，大專及以上學歷占77.8%；[2]2017年評選出的第十屆帶頭人中，大專及以上學歷占比增加到81.3%；[3]中國農村青年致富帶頭人協會會員中，大專及以上學歷占80.8%；[4]農業部科技教育司組織評選的2017年度100位“風鵬行動·新型職業農民”中，大專及以上學歷有66人；[5]農業農村部辦公廳組織遴選的2018年度“全國百名杰出新型職業農民”中，大專及以上學歷有55人；[6]根據農業部課題組2015年調查，新農人學歷大專以上的占86.2%。[7]雖然數據不夠全面，但都表明當前我國職業農民隊伍中具有大專及以上學歷的大學生農民已經成為不可忽視的一個群體。根據2019年2月教育部召開的全國教育事業發展基本情況年度發布會上的介紹，我國已建成世界上規模最大的高等教育體系，高等教育毛入學率達到48.1%，即將由高等教育大眾化階段進入普及化階段。在此背景下，大學生農民這一高學歷群體進一步提升學歷的意愿如何？影響其學歷提升意愿的因素有哪些？本文圍繞這一主題，基于對150位大學生農民的問卷調查進行探討，以期為探索服務大學生農民需求的學歷教育打下基礎。

二、文獻綜述與理論基礎

(一)文獻綜述

暫未發現專門針對大學生農民學歷教育意愿的研究，已有相關研究一般沒有限定農民的學歷層次，其中一般包括了大專及以上學歷，只是占比很低，如2006年參與調查的河北省農村居民中大專及以上學歷比例為1.67%，[8]2008年寧波農村地區該比例為2.82%，[9]2016年佛山市三水區該比例提高到10%。[10]總體來看，農民參與職業教育意愿很高，對職業教育的需求很大，[11—14]如陜西楊凌示范區65%的農民愿意接受職業教育；[15]陜西省漢中市新型農民86.13%愿意接受職業教育；[16]河北省農村居民接受過職業教育的512戶中有466戶、沒有接受過的984戶中有512戶計劃將來接受職業教育。[17]農民職業教育意愿受到主導產業、家庭收入水平、兼業化程度、家庭文化水平、傳統觀點等多種因素的影響。該類研究的調查對象主要是身份上的“農民”，除職業農民外還包括非農戶、農民工、農民子弟等；大部分僅針對某一地區(省、市、縣或區)；教育內容包括農業職業教育與非農職業教育；采用的數據分析方法主要為百分比描述統計，少數研究者采用了主成分分析[18]等其他方法。

與農民學歷教育意愿研究相近的是農民培訓意愿影響因素的實證分析，大致可分為兩類：第一類是農民參加涉農培訓，關注點在如何提高農民農業從業技能，其中2012年之后主要聚焦在新型職業農民培訓；第二類是農民參加綜合培訓，關注點一般在如何促進農村剩余勞動力轉移。農民參加涉農培訓和綜合培訓意愿均非常高，比例一般都超過了60%，最高比例達到96.6%；[19]研究范圍同樣以某一地區為主；調查對象中一般也包括了大專及以上學歷的農民，占比同樣較低；大多研究將“培訓意愿”作為二分類變量建立二元Logistic回歸模型，少數研究采用相關分析或僅采用百分描述統計。

(二)理論基礎

學歷教育與在職培訓都是人力資本投資的重要形式，在考察個人參加教育培訓意愿時，研究者一般都以“經濟人假設”為基礎，[20—21]認為個人在做投資決策時(即是否參加教育培訓)是以自身利益最大化為目標，主要的決策參考因素是人力資本投資成本和收益。個人人力資本投資積極性的高低還受到個人條件的制約，包括經濟承受能力、智商等客觀條件等因素，以及個人利益追求、價值觀念、品質等主觀因素。[22]培訓費用是重要的與成本相關的約束條件，個人的經濟生命周期長度是約束人力資本投資收益實現的重要因素，收入水平決定了個人經濟承受能力，學歷一定程度反映了個人人力資本存量與能力，對農業的認知反映了個人的價值觀念，因此，培訓費用、年齡、收入、學歷、對農業的認知常常被作為影響教育培訓意愿的重要考察因素。此外，部分研究者從心理學或社會學的角度(如計劃行為理論、[23]資本理論，[24])考察培訓意愿的影響因素。

三、研究假設

基于人力資本投資有關理論并參考農民教育培訓意愿相關研究，本文從個體因素、家庭因素、生產經營因素、教育培訓因素四個方面提出研究假設。

(一)個體因素

農民對培訓的需求主要受自身文化素質和經濟條件的影響。[25]文化素質一般可用代表受教育程度的學歷表示，對農業的認知水平也可反映出文化素質的高低；經濟條件可用年均收入反映。本文考察的個體因素包括性別、年齡、學歷、農業認知，將個人年均收入列為生產經營因素。

大部分研究發現性別對農民參加培訓意愿影響不顯著，少數研究發現男性參加培訓意愿高于女性，性別對學歷提升意愿的影響有待進一步探討。大部分研究發現農民年齡越小，培訓意愿越高。個人的經濟生命周期長度是約束人力資本投資收益實現的重要因素，年齡越小，今后投資收益的時間越長，總收益越多，因此越愿意參加學歷教育。本文假設，年齡負向影響學歷提升意愿。學歷是人力資本的重要反映，根據教育信號理論，受教育程度高的人擁有更高的內在能力。[26]由于知識的累計增值和創新效應，[27]人力資本投資具有邊際遞增的特點，受教育程度高的人教育培訓收益更高，因此學歷越高的農民參加教育培訓的意愿越強，絕對大部分有關農民培訓意愿和職業教育意愿的實證研究都支持這個觀點。本文在大專、本科、碩士研究生三個級別的高學歷內部進一步探討已有學歷對學歷提升意愿的影響。農業認知屬于個人主觀因素，參考已有研究中考察的個人主觀因素，將農業認知分為農業從業觀點、農業從業能力與農業從業態度三類。農業從業觀點包括對農業科技在農業生產中作用的認識以及對職業農民的認識。對科學技術在農業生產中作用的看法、[28]對農業科技重視程度[29]對培訓意愿具有顯著正向影響。越重視農業科技、職業農民自我認可度越高，進一步通過教育培訓提高本人科技素養的動機越強。本文假設，農業從業觀點正向影響學歷提升意愿。農業從業能力包括對農業政策、技術、市場的了解程度。部分研究發現，對市場行情了解程度、農業技術掌握程度、[30]對現代農業技術的認知度[31]與培訓意愿顯著正相關。但是，部分研究得到了相反的研究結果。[32—33]本文進一步探討農業從業能力對學歷提升意愿的影響。農業從業態度包括對農業的關注與信心，即長期從事農業、擴大生產規模的意愿。已有研究發現，農戶提高收入的信心以及對政策的關注程度、[34]平時對農業信息的關注、[35]擴大面積意愿[36]對培訓意愿具有正向影響。本文假設，農業從業態度正向影響學歷提升意愿。

(二)家庭因素

農業生產經營基本以家庭為單位，因此家庭因素也是一個考察的重點。本文考察的家庭因素包括家庭人口數、家庭勞動力數、家庭農業收入占比。

已有研究發現，家庭人口數對農民培訓意愿的影響不確定。家庭人口數越多，生活消費等支出越多，生活壓力越大，有更大的動力進一步參加學歷教育。本文假設，家庭人口數正向影響學歷提升意愿。已有研究發現，家庭勞動力數對農民培訓意愿的影響不確定，本文進一步探討家庭勞動力人數對學歷提升意愿的影響。家庭農業收入占全部收入的比例，或者說家庭收入結構，反映了一個家庭的兼業化程度。寧澤逵、[37]呂德宏[38]等發現，兼業化程度越高(即農業收入占比越低)，職業教育意愿越高。朱奇彪等[39]發現，收入結構對培訓意愿的影響顯著，即農業收入越是成為收入的主要來源(即農業收入占比越高)，新型職業農民參與技能培訓的意愿越強烈。結果相反的原因主要是有關研究中職業教育內涵包括參加非農職業教育，而培訓內涵僅指涉農培訓。家庭農業收入占比越高，農業從業對于家庭越重要，更有可能投資參加涉農學歷教育。本文假設，家庭農業收入占比正向影響學歷提升意愿。

(三)生產經營因素

本文考察的生產經營因素包括個人年均收入、參加合作社情況與職業農民類別。

收入決定著預算約束，對農民是否愿意“購買”培訓有重要影響。大部分研究發現，家庭收入或個人收入越高，培訓意愿和職業教育意愿越高。收入水平決定了經濟承受能力，收入水平越高，越有能力參與教育投資。本文假設，個人年均收入正向影響學歷提升意愿。王倩、[40]田興國[41]等發現，參加合作社程度越深，農民農業技術培訓的意愿越強烈。但翟黎明等[42]發現，是否參加農民專業合作社影響不顯著。本文進一步探討參加合作社情況對學歷提升意愿的影響。新型職業農民可分為生產經營型、專業技能型、專業服務型三種類型。金勝男等[43—44]發現生產經營型職業農民與專業技能型職業農民參加培訓意愿并不完全一致，本文進一步探討職業農民類別對學歷提升意愿的影響。

(四)教育培訓因素

本文考察的教育培訓因素包括涉農培訓經歷、培訓費用。參加過培訓一般表明有提升自身素質的動力，大部分研究發現培訓經歷對培訓意愿有正向影響。本文假設，培訓經歷正向影響學歷提升意愿。收益大于成本的預期是人們行為的基本出發點。培訓費用為參加培訓的直接成本，已有大部分研究發現，培訓費用對培訓意愿具有負向影響，培訓費用越高，參加培訓成本越高，培訓意愿越低。能夠承擔的學費是從個人支出的角度間接反映教育費用，田興國等[45]發現，愿意接受的培訓費用與農民參與培訓的意愿呈顯著正相關。本文假設，能夠承擔的學費正向影響大學生農民學歷提升意愿。

四、實證模型、樣本情況及變量設定

(一)實證模型

本文將學歷提升意愿分為愿意、不愿意兩類，并建立二元logistic回歸模型分析學歷提升意愿的影響因素。“愿意”提升學歷的概率為p，“不愿意”提升學歷的概率為1-p，發生(愿意)概率與不發生(不愿意)概率之比p/(1-p)(發生比)經過非線性Logit轉換，可構建如下分析模型：

式中，α為常數項，μ為隨機擾動項，xi為自變量，βi為相應自變量的偏回歸系數，表示該解釋變量對因變量的作用方向和影響程度。

模型回歸系數的解釋為：將各自變量的偏回歸系數β進行指數轉換，得到Exp(β)，即在控制其他自變量的條件下，某一自變量單位變化導致因變量發生比的變化率，即比值比(Odds Ratio，OR)。Exp(β)>1表示隨著自變量的增加，因變量發生的概率增加；Exp(β)<1表示隨著自變量的增加，因變量發生的概率減小；Exp(β)=1表示自變量對因變量發生或不發生沒有影響。

(二)樣本情況

1.數據收集

組織部分中國農業科學院研究生擔任志愿者，在2019年寒假期間開展“尋找新時代大學生農民”社會實踐與問卷調查活動。同時編制活動說明，詳細列出活動背景、活動內容、活動意義和要求，并對“大學生農民”做出明確界定。志愿者聯系到符合要求的當地農戶或本人熟悉的同學、朋友后，協助其完成調查問卷。為避免樣本過于集中，每位志愿者最多可發放5份調查問卷，且來自同一單位的問卷不超過2份。共收回問卷206份，其中，有效問卷150份，有效率為72.8%。

2.樣本特征

有效樣本來自全國22個省級行政區，男性居多；年齡主要在30歲以下，整體較為年輕；學歷以大學本科為主；年均收入接近正態分布；崗位類別覆蓋了所有的新型農業經營主體類型，以農業企業居多；三類職業農民占比較為接近；工作主要涉及種植業領域、生產階段。總體上來看，樣本來源多樣，組成結構與預期較為一致，具有較好的代表性(表1)。

表1 有效樣本基本特征

(三)變量設定

1.因變量

學歷提升需通過參加學歷教育實現。大學生農民參加學歷教育可分為兩種情況：一是參加涉農學歷教育，在崗提升個人農業從業能力；二是參加非農學歷教育，為將來轉行就業做準備。參加涉農學歷教育與參加非農學歷教育的影響因素并不相同，甚至相反。對農業有信心，從事農業收入尚可，希望擴大農業生產規模，可能會選擇涉農學歷教育；而對農業感到沒有前途，目前從事農業收入偏低，可能會選擇非農學歷教育，另謀職業轉行發展。

“新型職業農民學歷提升工程”是為了提高職業農民隊伍綜合素質和學歷水平，因此本文主要關注大學生農民的涉農學歷教育意愿，將“學歷提升意愿”界定為“參加涉農碩士學歷教育意愿”(已具有碩士研究生學歷的農民繼續參加涉農碩士學歷教育可獲得雙碩士學位，視為學歷提升的一種特殊情況)，并通過“是否愿意參加學歷教育”與“是否愿意攻讀面向職業農民的碩士學位”兩個問題測量。愿意參加學歷教育且愿意攻讀面向職業農民的碩士學位，表示“愿意”提升學歷，賦值1；其他情況表示“不愿意”，賦值0。

2.自變量

本文因變量為二分類變量，根據“同級對等原則”，[46]回歸模型中自變量為等級變量或分類變量效果較好。因此，在設計問卷時按照這一原則，將自變量盡可能設置為等級變量或分類變量，具體見表2。

表2 自變量賦值及描述性統計

3.量表說明

本文采用量表測量“農業認知”的三個變量。“農民”是一種職業、職業農民身份認證很有必要、農業科技在農業生產中有重要作用共3個題項反映農業從業觀點變量；我了解“新型職業農民”及相關政策、我了解“鄉村振興戰略”、我了解農業市場行情和信息、我了解農業技術共4個題項反映農業從業能力；我希望長期從事農業生產經營、我希望擴大農業生產經營規模以及我經常通過網絡、電視、書、報等途徑關注農業有關信息共3個題項反映農業從業態度。每個題項均采用里克特五級量表，用1到5依次對“很不符合”到“非常符合”賦值，農業認知水平依次提高。變量所含題項得分的平均值作為變量得分，為數值變量，得分越高，農業認知水平越高。農業認知總量表克隆巴赫α系數為0.805，信度較好；十個題項與總分的相關系數均在0.4以上，且在0.01的水平顯著相關，內容效度可以接受。三個分量表α系數均在0.6以上，信度均可接受；分量表各題項得分與分量表總分的相關系數均在0.6以上，且在0.01的水平顯著相關，內容效度均較高。

五、實證分析結果與討論

(一)學歷提升意愿

150份有效樣本中，112人愿意參加涉農碩士學歷教育，占比達74.7%，表明大學生農民對碩士學歷教育的需求很強烈。胡文舉等[47]發現，當農民學歷達到本科及以上時，參加遠程教育意愿明顯下降，主要因為遠程教育以本、專科層次為主。現有針對農民的學歷教育主要為中專、大專層次的中高等職業教育，對于已經獲得大專及以上學歷的大學生農民而言，無法滿足其學歷教育需求。因此，開展針對大學生農民的碩士研究生學歷教育十分必要。

(二)學歷提升意愿影響因素

回歸分析共設置了14個自變量，鑒于選取的自變量較多，先以容忍度和方差膨脹因子(VIF)對各自變量之間的多重共線性進行檢驗，容忍度最小值為0.611，方差膨脹因子最大值為1.638，表明各自變量之間不存在嚴重共線性。單自變量分析結果顯示，14個自變量中，只有“性別”“年齡”“農業從業觀點”“農業從業態度”以及“職業農民類別”這5個自變量顯著性p值小于0.1(為防止一些有意義的自變量被剔除，一般單自變量分析時將檢驗水準設為p<0.1)，其余9個自變量顯著性p值均大于0.1。

本研究運用SPSS22.0統計軟件對樣本數據進行Logistic回歸分析，采取不同的方法建立4個模型。模型一采取輸入法將全部14個自變量強制引入模型；模型二將全部14個自變量引入模型后，采取向后LR法(側重引入模型聯合作用較強的變量)將無意義變量刪除；模型三采取向前LR法(側重篩選對因變量較重要的變量)從14個自變量中逐步選擇重要的自變量進入模型；模型四根據單自變量分析結果，采取輸入法將單自變量分析有意義的5個自變量強制引入模型。四個模型表示的含義基本一致，此處僅列出模型一、二的回歸分析結果(表3)。

表3 Logistic回歸結果

四個模型顯著性p值分別為0.012、0.000、0.001、0.002，均通過顯著性檢驗，表明四個模型的擬合優度較好；調整后R2分別是0.267、0.202、0.179、0.193；準確預測率分別是76.7%、74.0%、74.0%、76.0%。模型一調整后R2最大，準確預測率最高，因此模型一效果最好。本文主要參考模型一的回歸結果展開討論。

1.個體因素

“性別”變量在10%水平上顯著，系數為負，表明與女性相比，男性大學生農民愿意參加學歷教育的概率更低(發生比是女性的0.373倍)，即女性比男性更愿意參加學歷教育，與部分研究中[48—51]性別對培訓意愿的影響方向相反。與培訓相比，學歷教育需要個人投入更多的時間、精力，對工作的影響更大。男性一般為家庭主要經濟來源，為保障工作的穩定性可能會選擇放棄參加學歷教育，導致男性參加短期培訓的意愿高于女性，而參加長期學歷教育的意愿低于女性。

“年齡”變量在10%水平上顯著，系數為負，表明大學生農民的年齡每提高一個等級，參加學歷教育的發生比就減少為之前的0.665倍，參加概率降低，即大學生農民年齡越大，越不愿意參加學歷教育，與大部分培訓意愿研究結果一致，研究假設得到驗證。

“農業從業態度”變量在5%水平上顯著，系數為正，表明大學生農民對農業的關注與信心每提高一個單位，參加學歷教育的發生比就增加為之前的2.476倍，參加概率提高，即大學生農民農業從業態度越積極，越愿意參加學歷教育，與翟黎明、[52]陳娟、[53]劉芳[54]等人研究結果一致，研究假設得到驗證。愿意參加學歷教育的大學生農民，有更大可能長期從事農業生產并擴大農業生產規模，“離農”傾向相對較小。

2.家庭因素

“家庭人口數”變量在10%水平上顯著，系數為正，表明大學生農民家庭人口數每增加1人，參加學歷教育的發生比就增加為之前的1.487倍，參加概率提高，即大學生農民家庭人口數越多，越愿意參加學歷教育，與吳良[55]等人研究結果一致，研究假設得到驗證。

3.生產經營因素

“職業農民類別”變量在10%水平上顯著。與專業服務型相比，生產經營型大學生農民愿意參加學歷教育的概率更低(發生比是專業服務型大學生的0.350倍)，即專業服務型大學生農民參加學歷教育意愿高于生產經營型大學生。專業技能型大學生農民參加學歷教育意愿與專業服務型大學生沒有顯著差異，因此同樣高于生產經營型大學生。

4.教育培訓因素

“培訓經歷”變量在5%水平上顯著，系數為正，表明與沒有培訓經歷相比，有培訓經歷的大學生農民參加學歷教育的概率更高(發生比是無培訓經歷大學生農民的2.749倍)，更愿意參加學歷教育，研究假設得到驗證。

六、結論與啟示

本文通過構建二項Logistic回歸模型，從個體因素、家庭因素、生產經營因素、教育培訓因素四個方面分析了大學生農民參加涉農碩士學歷教育的意愿及影響因素。研究發現，74.7%的大學生農民愿意參加涉農碩士學歷教育提升學歷，個體因素對大學生農民學歷提升意愿影響較大，家庭因素、生產經營因素、教育培訓因素總體影響較小。個體因素中，女性大學生農民比男性更愿意提升學歷，年齡越小、農業從業態度越積極，學歷提升意愿越高，學歷、農業從業觀點、農業從業能力影響不顯著。家庭因素中只有家庭人口數正向影響學歷提升意愿，家庭勞動力數、家庭農業收入占比影響不顯著。生產經營因素中只有職業農民類別顯著影響學歷提升意愿，生產經營型大學生農民學歷提升意愿低于專業技能型與專業服務型大學生，個人年均收入、是否參加合作社影響不顯著。教育培訓因素中，有培訓經歷的大學生農民參加學歷教育的意愿更高，能夠承擔學費的多少對學歷提升意愿影響不顯著。

隨著“百萬高素質農民學歷提升行動計劃”的實施，5年后將新增100萬大專學歷的大學生農民，對更高層次學歷教育的需求將進一步增大。人力資本的投資需要適度超前，提高教育體系對人力需求變化的及時反饋與調整適應能力，對于人力資本投資取得實效至為重要。[56]因此，需要提前謀劃針對大學生農民的碩士研究生學歷教育，促進職業農民學歷教育的銜接，抬高職業農民學歷教育的“天花板”。具體建議如下：

(一)強化面向大學生農民的專業學位碩士研究生教育

農業的科技化發展趨勢、農村的城鎮化趨勢、農民的社會分化以及農民自身的全面發展，不僅要求農民職業教育在內涵與形式上更具多元化特征，而且要在層次上有所提升。[57]專業學位研究生教育是培養高層次應用型專門人才的主要途徑，[58]為職業教育最高層次。[59]《現代職業教育體系建設規劃(2014—2020年)》提出，系統構建從中職、專科、本科到專業學位研究生的培養體系。基于當前大學生農民學歷以大專、本科為主的現實，為滿足大學生農民對碩士學歷教育的強烈需求，建議現階段強化面向大學生農民的專業學位碩士研究生教育，按照現代職業教育體系建設規劃的要求，將農民職業教育層次由目前的中高等職業教育(中專、大專學歷)提升至專業學位研究生教育(研究生學歷)。

(二)減免面向大學生農民的碩士研究生教育學費

碩士研究生教育不屬于義務教育，基于“受益者付費”的原則，受教育者個人承擔一定的學費是合理的。然而，農業教育具有極強的正外部性。首先，農業本身就具有較強的正外部性，主要表現為農業對其他產業的支持、對生態環境的保護以及農業對人文社會環境的促進作用。[60]其次，農業教育除了具有農業的正外部性外，還具有教育的正外部性，教育的舉辦和產出除了達到國家和個人的教育目的外，還會給其他社會團體和個人帶來經濟、非經濟的影響，但教育卻不能得到受影響社會團體和個人的直接補償。[61]另一方面，當前我國農業從業收入相對較低，大學生農民教育投資能力有限。愿意提升學歷的大學生農民年齡相對較小、家庭人口數相對較多，意味著從業時間短、積蓄少、生活負擔更重。如果碩士研究生教育收費過高，將會剝奪大量收入低、能夠承擔學費少的大學生農民接受教育的機會。基于以上兩點現實，結合2019年中央一號文件提出的農業農村優先發展總方針，建議減少或免除面向大學生農民的碩士研究生教育學費，確保大學生農民都有機會提升學歷，加快推進服務鄉村振興的人才支撐。

(三)高校與科研院所通過開展學歷教育擴大參與職業農民培育的途徑

作為研究生教育主體的高校與科研院所，需主動對接大學生農民學歷提升的需求，落實研究生教育“服務需求”的根本要求，通過開展面向大學生農民的學歷教育，更加積極地參與到新型職業農民培育中來。培育新型職業農民是大學主動服務農業現代化建設的應有責任，也是發揮社會服務功能的重要途徑，農業高校必須重視對現有農業人才的培育，如種養大戶、家庭農場主、合作社帶頭人等生產經營型人才。[62]著力構建以涉農高校和科研院所為引領的職業農民培育基地。[63]近年來，在河南農業大學參加培訓的農民積極與學校開展各類農業科技合作達200余次，轉化、運用各類科技成果100余項，借助培訓的契機，學員與學校建立了緊密、廣泛的合作關系，促進了產學研結合。[64]面向大學生農民的碩士研究生教育，相比農民培訓更能加深職業農民與母校(高校和科研院所)的情感聯系，更加有利于促進職業農民與母校的科技合作，推動科技成果轉化，提高農業領域產學研結合水平。