返鄉農民工轉崗再就業培訓效果評估與政策效率提升*

陽玉香 莫旋

（衡陽師范學院經濟與管理學院）

一、引言

近年來，出現了農民工返鄉潮，大量農民工需轉崗再就業。培訓與正規教育一樣，是人力資本積累的重要形式，不僅可使返鄉農民工獲得新技能，促進再就業，而且能提升返鄉農民工就業質量，使其適應新形勢發展的需要。對于返鄉農民工，沒條件再去學校接受正規教育，就只能選擇參加形式多樣、時間靈活的培訓。那么，如何評估返鄉農民工轉崗再就業培訓的效果？返鄉農民工轉崗再就業培訓相關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農民工轉崗再就業培訓的真實效果，吸引返鄉農民工參加轉崗再就業培訓，提升培訓政策落實效率，進而助推返鄉農民工轉崗再就業。

研究培訓效果的傳統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需要考慮參加培訓的自選擇性和異質性問題。本文將采用Maddala提出的內生轉換模型（ESRM）進行估計[1]，該模型能夠將可觀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，估計出不同決策狀態下收入決定的異質性影響。

二、數據及描述性統計

（一）據來源及處理

由于2014年后全國流動人口動態監測數據中無培訓數據，故本文以2014年數據為樣本，保留戶籍身份為農民的樣本。為使收入主體比較的同一性，刪掉就業身份為“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

返鄉農民工轉崗再就業培訓效果用收入來衡量，調查數據中提供了月收入數據，考慮到個體在工作時長的差異性，用小時收入更合理，根據明瑟方程，對小時收入取對數作為被解釋變量。返鄉農民工的收入受到個體特征變量（受教育程度、性別、工作經驗、婚姻狀況、身體健康程度、社會關系和家庭收入）和就業特征變量（是否簽訂勞務合同、就業單位所有制和就業行業）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，本文以區行業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計

從表1可以看出，返鄉農民工參加轉崗再就業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，社會關系更多，區培訓比率明顯高于未培訓組。培訓組男性比例、工作經驗、家庭收入低于未培訓組。這些差異從側面反映了返鄉農民工在選擇是否參加轉崗再就業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，在研究返鄉農民工轉崗再就業培訓效果時，需對這些因素加以控制，我們還需要用更嚴謹的計量方法來實證。

三、內生轉換模型與處理效應估計方法

（一）內生轉換模型（ESRM）

本文主要討論返鄉農民工轉崗再就業培訓的兩種決策：參加培訓或不參加培訓。為分析其培訓對收入的影響，構建農民工收入決定方程：

其中，Yi是返鄉農民工i的收入，Ti是i是否參加培訓的虛擬變量，xik為一組影響返鄉農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，構建返鄉農民工轉崗再就業的培訓決策模型：

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

根據模型識別要求，Z中至少出現一個新變量，不屬于x，即該變量影響返鄉農民工的轉崗再就業培訓決策，但不影響其收入決定。

返鄉農民工的決策在參加轉崗再就業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）是內生轉換模型的結果。其中，Y1i和Y0i分別表示返鄉農民工i參加轉崗再就業培訓和不培訓時的收入水平，但在現實生活中，我們不可能同時觀測到返鄉農民工i參加轉崗再就業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，返鄉農民工i參加轉崗再就業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為變量的標準正態分布密度函數和累計密度函數。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）基于內生轉換模型的處理效應估計

根據內生轉換模型的估計結果，我們還可以估計出返鄉農民工參加轉崗再就業培訓不參加培訓時，以及未培訓者參加轉崗再就業培訓時兩種反事實情況下的收入[3]。

因此，返鄉農民工轉崗再就業培訓者的平均處理效應（ATT）為式（7）與式（9）之差：

返鄉農民工轉崗再就業未培訓者的平均處理效應（ATU）為式（10）與式（8）之差：

四、實證結果分析

首先對返鄉農民工采用內生轉換模型進行回歸，進一步識別返鄉農民工轉崗再就業培訓對其收入影響的處理效應差異，識別參加培訓的選擇機制對培訓效果的影響。表2顯示了返鄉農民工的內生轉換模型估計結果。

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，社會關系的系數為正，且通過了顯著性檢驗，表明他們正向影響了返鄉農民工的轉崗再就業培訓決策。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崗再就業培訓。因為隨著服務業的發展，對女性的需求增加，女性需參加轉崗再就業培訓以掌握工作必備技術。工作經驗與返鄉農民工參加轉崗再就業培訓傾向呈“倒U型”關系。受教育程度高、已婚、身體健康狀況好、簽訂勞動合同、社會關系多者傾向于參加轉崗再就業培訓，說明能力越強的返鄉農民工越傾向于參加培訓，其培訓決策遵循比較優勢。

進一步比較返鄉農民工參加轉崗再就業培訓者和未培訓者的收入決定方程，我們發現諸多變量對他們收入的影響存在較大差異。在表2的內生轉換模型中，勞動合同、社會關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。工作經驗與收入呈倒“U”型關系，與預期一致。最后，λ1和λ0，σ0u和σ1u的系數均為正，且都在1%的水平上顯著。σ1u為正，表明返鄉農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 內生轉換模型（ESRM）的估計結果

為反映轉崗再就業培訓對返鄉農民工收入的影響，我們根據方程式（7）和（8），可計算出解決樣本選擇性偏誤后，返鄉農民工轉崗再就業培訓者和未培訓者的收入，根據方程式（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。然后根據方程式（11）和（12）分別計算出ATT和ATU，數值分別為0.021和-0.048，兩者的綜合加權平均值為 -0.0135，ATT＞ATU,說明能力較強的返鄉農民工選擇參加培訓，轉崗再就業培訓能顯著提高返鄉農民工的收入，且未培訓者參加培訓，其增收的效果不明顯。

五、結論及政策效率提升策略

本文基于2014年全國流動人口動態監測調查數據，運用內生轉換模型考察了返鄉農民工轉崗再就業的培訓選擇機制，以及培訓對返鄉農民工收入的影響。研究結果表明：轉崗再就業培訓對參加培訓的返鄉農民工收入水平有顯著的正向影響，對未參加培訓的返鄉農民工的收入有負向影響。返鄉農民工轉崗再就業時選擇參加培訓的機制遵循比較優勢原則，能力較強的返鄉農民工更傾向于選擇參加培訓。

農民工培訓是貫徹落實國家政策，提升就業能力，拓展就業途徑，實現農民工轉崗再就業的重要手段。返鄉農民工初始資源有限，也難以獲得外部市場支持，因此，政府政策支持是返鄉農民工獲取資源，實現轉崗再就業的最主要途徑，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容。政府對返鄉農民工進行線上和線下調研，隨時了解返鄉農民工轉崗再就業的培訓需求，針對不同行業、不同所有制等人群制訂針對性的計劃和內容，積極調控、合理配置市場培訓資源，開展有針對性的、多樣化的、差異化的返鄉農民工轉崗再就業培訓[4]。

（2）宣傳轉崗再就業培訓，增強農民工的政策獲取能力,鼓勵更多的返鄉農民工參加培訓。在本研究樣本中，只有30.34%返鄉農民工參加了培訓。政府需要利用電視、廣播、網絡等媒體,增大培訓的宣傳力度，使返鄉農民工充分了解和運用培訓相關政策，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，改進返鄉農民工轉崗再就業培訓環境，整合培訓資源，改善培訓條件，創新培訓模式、優化培訓設施，從而不斷提升培訓質量。