《职业培训对农民非农就业行为及特征的影响.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《职业培训对农民非农就业行为及特征的影响.docx（17页珍藏版）》请在taowenge.com淘文阁网|工程机械CAD图纸|机械工程制图|CAD装配图下载|SolidWorks_CaTia_CAD_UG_PROE_设计图分享下载上搜索。
1、职业培训对农民非农就业行为及特征的影响胡祎张正河摘要：基于CFPS中2022年、2022年和2022年数据，采用内生 处理效应模型实证分析了职业培训对农民非农就业决策、就业类型、 就业地点、就业稳定性和就业收入的影响。研究发现：第一，职业培 训能通过提升农民人力资本的方式，提高农民参加非农工作的概率, 推动农村劳动力向非农部门流动。第二，职业培训在一定程度上抑制 了农民创业的意愿，增强了其从事非农工作的积极性，并使非农就业 质量得以提高，这种就业质量的提升表达为工作更稳定、工资更高、 工作地点离家更近。第三，从培训供给方式来看，用人单位组织的培 训针对性更强、培训效率更高，对农民非农收入的提升
2、效果比政府组 织的培训更好。第四，从农民异质性的角度来看，职业培训存在两方 面的突出效果：存在“拔高”效应，培训带来的人力资本提升使风险 偏好较强的青壮年男性有更多就业机会，非农就业质量大幅提高；存 在“兜底”效应，使风险偏好较弱的女性、老年人等农村相对弱势群 体有获得离家较近、较稳定非农工作的机会。第五，现实中受各种因 素影响而没有参加培训的农民尤其值得关注，阻碍其参加培训的不可 观测因素拉低了其人力资本水平，加强对他们的培训往往能取得非常 好的效果。各级有关部门应继续加大农民职业培训支持力度，注重支 持企业开展针对性培训，同时兼顾因各种原因没有参加过培训的农民 群体，让职业培训发挥更好的效
3、果。关键词：职业培训；非农就业;人力资本在10%的水平上显著。这说明从全体样本来看，职业培训对农民创业 或务工的选择影响不显著，但对于参加过培训的这局部农民来说，参 加培训会使他们更倾向于务工。这一结果符合本文理论预期，培训使 农民非农技能水平提高，在就业市场上更有竞争力，更容易找到高薪、 稳定的工作；但在创业过程中，这种人力资本提升效果不明显，创业 能否成功虽然也与个人技能有关，但受家庭资本和社会关系等方面的 影响更大，且参加培训后再去创业无疑提高了创业的机会本钱，因而 参加职业培训会使农民更倾向于务工。ATET显著而ATE不显著，说 明促使农民参加培训的那局部不可观察因素导致了培训效果的差
4、异， 积极参加培训的农民可能本身就对务工有更强的偏好，他们参加培训 是为了在劳动力市场上获得更满意的工作，培训过程中积极、主动的 学习态度增强了培训的效果。这一结果支持了当前局部学者认为职业 培训会对农民创业产生负向影响的结论，如Wangetal.认为，培训可 能使农民从事对人力资本要求较高的职业，从而降低其创业概率15； 匡远凤基于我国多个省份农民工调查数据的研究也发现，人力资本水 平高的农民工回乡创业的意愿反而更低，较好的务工体验降低了农民 独立创业的意愿16。在就业地点模型中，职业培训的ATE不显著，ATET为-0.071, 在10%的水平上显著。这说明从整体上看，培训对农民非农就业地点
5、 的选择影响不显著，但对于参加过培训的那局部农民来说，培训使他 们在省域外就业的概率降低了 7.1%。这一结果同样符合本文理论预 期，培训提高了农民在劳动力市场上的竞争力，使他们更有能力在离 家较近的区域找到比拟满意的非农工作，防止了背井离乡的问题。ATE 不显著而ATET显著，说明对于参加了培训的那局部农民来说，培训 对其就业地点选择的影响要大于对所有农民影响的平均水平。也就是 说，本身促使农民参加培训的那些不可观测因素使培训的效果放大了。在就业稳定性模型中，职业培训的ATE为0. 549, ATET为0. 455, 二者都在1%的水平上显著，说明职业培训会提高农民与用人单位签 订劳动合同的
6、概率。平均来看，培训将使签合同的概率提高54.9%, 这意味着农民非农就业的稳定性大幅提高。ATET小于ATE,说明对于 参加了培训的农民来说，培训对他们是否签合同的影响小于对所有农 民影响的平均水平。参加培训的农民普遍学历较高、能力较强，即使 没有参加培训，他们的权利意识也更强，与单位签合同的概率更大， 工作更稳定。相反，对于那些因为受阻于不可观测因素而没有参加培 训的农民来说，培训提高其非农就业稳定性的效果更明显。这一结果 与当前大局部研究一致，即培训带来的人力资本提升有助于提升农民 非农工作的稳定性18。在就业工资模型中，职业培训的ATE为5067. 338, ATET为 5585. 0
7、58,二者分别在10%和1%的水平上显著，说明培训能有效提高 农民的非农收入，平均来看，培训可使农民的非农年收入提高 5067. 338元。ATET大于ATE,说明对于参加了培训的那局部农民来 说，培训的增收效果更好。这一方面是因为参加培训的农民普遍年纪 较小、学历较高，接受能力较强，因而培训效果更好；另一方面也说 明，主动地、有目的地参加培训I,会比因为碍于面子或被强制要求参 加培训取得更好的效果。职业培训能提高农民非农收入的观点与大部 分研究一致，存在差异的只是基于不同方法、不同样本估计出来的收 入提升幅度的大小。综上，假说2得证。（四）不同类型职业培训的效果差异当前对农民进行职业培训的方
8、式主要是政府组织和单位组织两种。政府组织的培训一般是劳动部门制定培训计划、管理培训资金和 主持认证、考核，培训机构提供培训内容，在镇一级由劳动服务所等 机构发动村民参加；单位组织的培训一般是用人单位根据岗位技能需 要，由单位出资，强制要求从业人员参加。两种类型职业培训的平均 处理效应比照方表6 （下页）所示。在就业类型模型中，政府组织培训对农民非农就业类型影响的 ATE为-0.142,在10%的水平上显著;ATET为-0.224,在5%的水平上 显著；单位组织培训对农民非农就业类型的影响不显著，ATET为 -0.163,在10%的水平上显著。这样的估计结果说明，一方面，相较 于用人单位组织培训
9、，政府组织培训对农民非农就业类型的影响更大, 参加过政府组织培训的农民在选择非农就业方式时，更倾向于务工而 非创业；另一方面，两类培训的效果，都是对现实中参加了培训的那 局部农民群体更明显，这与前文全样本回归中的结果是一致的。在就业地点模型中，不同类型职业培训对农民在省域内和省域外 非农就业的选择影响均不显著。在就业稳定性模型中，政府组织培训的ATE为0.657,单位组织 培训的ATE为0. 636,二者都在现的水平上显著,说明从全样本来看， 两种类型的培训都能提高农民与用人单位签订劳动合同的概率，相对 来说，政府组织培训的效果更好。政府组织和单位组织培训的ATET 分别为0. 470和0.
10、509,都在1%的水平上显著，且都小于各自的ATE, 说明对于主动参加培训的那局部农民来说，培训效果相对较差。也就 是说，对受不可观测因素影响而没有参加培训的那局部农民进行培训, 将更大幅度地提升他们与单位签订劳动合同的概率。进一步分析还发 现，不可观测因素对培训效果的影响，在政府组织的培训中表达得更 明显，表现为ATE与ATET之间的差距更大。这是因为，在政府组织 的培训中，农民有更大的决策权决定是否参加培训，这导致阻碍农民 参加培训的不可观测因素发挥了更强效果。总体来看，无论是政府组 织还是单位组织，要想通过培训提高农民非农就业的稳定性，都应该 想方法让受不可观测因素影响而没有参加培训的那
11、局部农民群体参 加培训，对他们进行培训能最大幅度地提高农民非农就业的稳定性。在就业工资模型中，政府组织培训的ATE不显著，单位组织培训 的ATE为7321.155,在1%的水平上著，说明从全样本来看，政府 组织培训对农民非农收入没有显著影响，而单位组织培训能让农民的 非农年收入提高7321. 155元。政府组织培训的ATET为3788. 329, 在5%的水平上显著，说明主动参加政府组织培训的那局部农民非农 收入有明显提升，年收入平均增加了 3788.329元。单位组织培训的 ATET为6971. 571,在1%的水平上显著，低于ATE,说明单位组织培 训对参加了培训的那局部农民的增收效果要低
12、于没有参加培训的那 局部农民。将两种类型的培训进行比照可以发现，在增收效应上，单 位组织培训效果更好，这主要是因为单位组织培训更有针对性，能更 有效地将培训技能与岗位要求相结合。因此，要想最大化利用培训对 农民非农就业的增长效应，就应重点支持单位开展培训，同时想方设 法让受不可观测因素影响而没有参加培训的那局部农民参加培训。（五）职业培训对非农就业影响的异质性分析具有不同个人特征的农民参加职业培训的效果可能有差异。本文 根据性别、年龄和受教育程度对农民进行分样本回归，估计结果如表 7 （下页）所示。一是性别异质性。就培训对就业类型的影响而言，对男性不显著， 对女性的ATE为-0. 189,在5
13、%的水平上显著，说明培训对农民创业 或务工选择的影响主要表达在女性群体中。农村女性创业的情况较少, 仅有的创业行为大多是缺乏技能的女性从事零售业，一旦她们能通过 培训找到合适的工作，很容易转而从事更加稳定的务工型工作。而男 性创业多以更快致富为目的，培训对其创业行为的影响相对没有那么 显著。就培训对就业地点的影响而言，对男性不显著，对女性的ATE 为-0.069,在5%的水平上显著。在中国传统观念中，女性对家庭负 有更多责任，照顾孩子、老人等工作往往是由家庭中的女性承当，因 而在通过培训提高自身在本地就业市场的竞争力后，女性农民往往会 更愿意找一个离家较近的工作，即使收入相对较低；而男性事业心
14、更 强，可能会为了获得更高收入而长期待在外地。就培训对就业稳定性 的影响而言，男性和女性的ATE分别为0.557和0.520,都在1%的水 平上显著，说明培训对男性和女性的就业稳定性都有正向影响，男性 ATE略大于女性，说明培训对男性的就业稳定性影响更大。就培训对 就业工资的影响而言，女性不显著，男性的ATE为5657. 692,在5%的水平上显著。男性全职务工的情况比女性更多，因而技能培训带来 的增收效应更显著；而女性务工需要考虑更多因素，如赡养老人、照 顾子女等，不一定会把收入最大化作为决策依据，因而培训的增收效 果表达得不那么明显。二是年龄异性。就培训对就业类型的影响而言，50岁以下群体
15、不显著，50岁及以上群体的ATE为-0.240,在1%的水平上显著, 说明培训对老年群体非农就业类型的影响更大。随着年龄的增长，农 民会越来越厌恶风险，当有机会找到合适的非农工作时，会尽量规避 自己创业这个选项。就培训对就业地点的影响而言，30岁以下和50 岁及以上群体不显著，3049岁群体的ATE为0. 542,在1%的水平 上显著，说明培训会增加中年群体跨省域务工的概率。对于中年农民 来说，家庭经济压力非常大，通过培训提高工作技能水平后，可能会 为了追求更高收入而忍受背井离乡的痛苦，表达为大量青壮年农民工 从中西部省份向经济兴旺省份流动。就培训对就业稳定性的影响而言, 所有年龄段的ATE都
16、在1%的水平上显著，说明培训提高农民非农就 业稳定性的效果适用于所有年龄段，且随着年龄的增大，培训的ATE 逐渐增大，说明对于年纪越大的农民群体，培训提高就业稳定性的效 果越好。就培训对就业工资的影响而言，30岁以下群体的ATE为 5557, 837,在10%的水平上显著；3049岁群体的ATE为7600. 898, 在5%的水平上显著;50岁及以上群体不显著。中青年农民专业技能相 对缺乏，但学习能力强，参加培训能取得更好的效果。三是受教育程度异质性。就培训对就业地点的影响而言，仅有受 教育程度为小学及以下的农民显著，ATE为-0.055,说明培训更偏向 于使学历较低的那局部农民在省域内务工。
17、就培训对就业稳定性的影 响而言，对不同受教育程度的农民都显著，且受教育程度越低的农民， 培训提高其就业稳定性的效果越好。这一结果符合本文的理论预期， 受教育程度越低的农民，在就业市场上竞争力越弱，人力资本提升空 间越大，因而培训能更有效地提升其非农就业质量。五、结论与政策建议本文在梳理职业培训影响农民非农就业行为机制的基础上，基于 CFPS数据库中2022年、2022年和2022年数据，采用内生处理效应 模型处理自选择和遗漏变量的内生性问题，估计了职业培训对农民非 农就业决策、就业类型、就业地点、就业稳定性和就业工资的影响， 为有针对性地开展农民职业培训，提高农村人力资本，引导农村劳动 力科学
18、、合理、有序地向非农部门流动，实现城乡协同开展提供了政 策参考。基于上述分析，得到以下基本结论：第一，职业培训能通过提升 农民人力资本的方式，提高农民参加非农工作的概率，推动农村劳动 力向非农部门流动。第二，职业培训在一定程度上抑制了农民创业的 意愿，增强了他们非农务工的积极性，并使非农就业质量得以提高， 这种就业质量的提升表达为工作更稳定、工资更高、工作地点离家更 近。第三，从培训供给方式来看，用人单位组织的培训针对性更强、 培训效率更高，对农民非农收入的提升效果比政府组织的培训更好。 第四，从农民异质性的角度来看，职业培训存在两方面的突出效果： 存在“拔高”效应，培训带来的人力资本提升使风
19、险偏好较强的青壮 年男性有更多就业机会，非农就业质量大幅提高；存在“兜底”效应， 使风险偏好较弱的女性、老年人等农村相对弱势群体有获得离家较近、 较稳定非农工作的机会。第五，现实中受各种因素影响而没有参加培 训的农民尤其值得关注，阻碍其参加培训的不可观测因素实际上拉低 了其人力资本水平，加强对他们的培训往往能取得非常好的效果。基于上述结论，提出如下政策建议：第一，政府部门要充分认识 到职业培训对提高农民非农就业质量的重大意义，保证农村地区和农 民工群体在教育领域的相对公平,坚持把提高农民工人力资本作为推 动城乡协调开展的重要抓手。以政府和社会多元主体共同出资的模式, 继续开展大规模、大范围的农
20、民培训活动，力争在“十四五”期间使 绝大多数农民获得一技之长，将终身职业技能培训体系落到实处，为 我国城镇化进程的推进打好基础。第二，政府对职业培训的支持要注 意方式和对象。用人单位培训针对性更强，培训内容与岗位需求更契 合，因而以财政补贴的方式支持企业对员工进行培训，是比直接由政 府部门组织培训更有效率的方式。在培训对象上，学历低的青壮年男 性是培训效果最好的群体，应优先满足其培训需求；此外，培训有利 于女性、老年农民获得离家近的稳定工作，有利于提高农民生活幸福 感，因而也应重视对这局部群体的培训。第三，重点关注因各种原因 没有参加培训的农民，他们往往是更为弱势的群体，对培训的需求度 更高，
21、对其进行培训会有更好的效果，应想方设法解决这局部农民参 加培训的障碍，使所有农民群体都有公平参加培训的机会。应建立建 档立卡制度，将有劳动能力但技术能力偏低、又不积极参加培训的农 民作为重点帮扶对象，通过树立典范、思想发动、利益刺激等方式, 提高其学习动力和能力，快速增强其工作技能水平。参考文献1KNIGHTJ , SONGL. Therural-urbandivide ： EconomicdisparitiesandinteractionsinChinaM. NewYork ： OxfordUniversityPress, 1999.2LASZL0S. Education , laborsu
22、pply , andmarketdevelopmentinruralPeruJ. WorldDevelopment, 2022, 36 (11)： 2421-2439.3IBARRARANP , RIPANIL , TABOADAB , etal. Lifeskills ,employabilityandtrainingfordisadvantagedyouth：EvidencefromarandomizedevaluationdesignJ. IZAJournalofLabo roff-farmemp1oyment；humancapital基金工程：中国社会科学院青年启动工程“农民工返乡创业
23、带动乡村产业振兴典型案例研究” (2022YQNQD034)；中国博士后科学基 金第67批面上资助二等工程“收入性补贴对粮食生产率的影响研究: 机理探析与实证检验”(2022M670575)；中国博士后科学基金第13 批特别资助(站中)工程“土地流转对粮食全要素生产率的影响：机 理、路径与对策” (2022T130714)o作者简介:胡祎，中国社会科学院农村开展研究所编辑;张正河，中国农业大学经济管理学院教授、博士生导师。中图分类号：F323. 6文献标识码:A文章编号：1003-7543(2022)04-0110-1720世纪80年代以来，我国逐步放松了对城乡劳动力流动的管制, 允许、支持农
24、村劳动力向城市非农部门有序转移，以促进全社会劳动 力要素的有效配置，实现城乡二元经济协同开展。受城乡收入差距的 影响，大量农村劳动力从传统农业部门涌向城市非农部门，非农收入 成为许多农村家庭的重要经济来源。农村劳动力向城市非农部门转移 不仅大幅提高了农村居民的家庭收入，而且为城市现代工业和服务业 开展提供了充足的劳动力要素，是实现我国经济高质量开展必不可少 的前提条件。与在农村务农相比，城市非农部门的工作岗位对农村劳动力的人 力资本水平有更高的要求。当前，我国农村劳动力文化水平普遍不高, 平均受教育年限仅为6. 237年；专业技能也比拟欠缺，参加过技能培 训的农村劳动力比重仅为8. 4%。较低
25、的人力资本水平不仅阻碍了 农村劳动力向城市非农部门持续流动，而且制约了我国企业的技术进 步和产业的转型升级。随着我国人口红利减弱和资本对劳动力的不断 替代，企业对劳动者人力资本的要求不断提升，农村劳动力在城市找 到一份合适的工作愈发困难。尤其在2022年新冠肺炎疫情的冲击下, 许多地区同时出现了企业“招工难”和农民工“就业难”的两难困 境，凸显了提高农村劳动力非农工作能力的紧迫性和必要性。经典人力资本理论认为，职业培训是提升劳动者人力资本的重要 方式之一。我国政府很早就意识到农村人力资本的重要性，在农村普 及莪务教育的同时，各级有关部门组织了大量针对进城农民工的职业 培训，如“春潮行动”“求学
26、圆梦行动”等，切实提升了我国农村劳 动力的非农工作技能。2022年，国务院发布关于推行终身职业技 能培训制度的意见，明确提出要建立终身学习体系，标志着我国对 职业培训工作的重视上升到了新的高度。在持续加大对农村劳动力培 训投入的背景下，明晰职业培训会对农村劳动力的非农就业行为产生 怎样的影响尤为重要。我国农村劳动力向城市非农部门的转移还存在 诸多问题，如受到户籍歧视工资水平总体偏低，跨省务工致使老人、 子女无人照料，制度不完善导致农民进城务工权益得不到保障，等等。 通过培训提高农村劳动力的人力资本水平能否缓解这些问题，不仅关 系到广大农民工群体的切身福利，而且关系到我国农村未来的开展前 景。因
27、此，分析职业培训对农村劳动力非农就业意愿、就业类型、工 作地点、工作稳定性和工资水平等方面的影响，有助于更具针对性地 制定职业培训计划和相关扶持政策，提升农民收入与福利水平，推动 农业农村共同富裕。一、相关文献综述国内外学者对职业培训促进非农就业行为的研究由来已久。早在 20世纪末，随着人力资本理论的兴起，局部学者就开始从人力资本 的视角，借助数理模型研究职业培训通过提高农民人力资本进而改变 其非农就业行为的机制，Knight假说2：职业培训会使农民非农就业更稳定、离家更近、收入更 高。三、研究设计（一）数据来源本文使用的数据来源于北京大学“中国家庭追踪调查”数据库(ChinaFamilyPa
28、nelStudies, CFPS),该数据库样本涵盖我国25个省份，具有很强的代表性。本文重点使用2022年和2022年调查数据, 并将2022年数据作为补充。数据处理主要分为三步：第一步，选 取2022年和2022年参与调查且处于就业状态的农村劳动力样本 28740份；第二步，根据个人样本的家庭编号和村编号，将个人样本 与家庭样本、村样本进行匹配，得到具有完整个人、家庭、村庄特征 的样本27318份;第三步，对关键变量缺失和存在趣端异常值的样本 进行处理，最终得到有效样本24460份。其中，2022年和2022年都 参加了调查的样本H073份，仅参加2022年调查、未参加2022年调 查的样
29、本2314份。（二）变量设定与描述性统计本文主要分析职业培训对农民非农就业行为及特征的影响，包括 非农就业决策、就业类型、就业地点、就业稳定性和就业工资。其中， 非农就业决策用农民是否参与非农工作来衡量，就业类型分为务工和 创业两类，就业地点分为省域内就业和省域外就业，就业稳定性用农 民是否签有劳动合同来衡量，就业工资用农民非农工作的年收入来衡 量。本文的因变量之间存在递进关系。首先，观察农民的非农就业决 策，即农民是否参与非农就业；其次，观察非农就业农民的就业类型 和就业地点，即非农就业的农民是创业还是务工，是在省域内就业还 是在省域外就业；最后，观察务工农民的就业稳定性和就业工资，即 务工
30、农民是否与单位签订了劳动合同，务工的年收入是多少。对于因 变量递进关系导致的样本自选择问题，本文通过内生处理效应模型进 行处理。本文的核心变量为农民的职业培训经历，用近五年是否参加过职 业培训来衡量，是一个二元哑变量。职业培训是指与国家正式学历教 育以及学位获得无关的各种培训、辅导、研修、进修，等等。本文从个人、家庭、村庄等多个层面选取控制变量，变量具体的 定义方式和描述性统计如表1 (下页)所示。(三)研究方法评价职业培训效应的一个难点在于计算农民参加培训的预期收 益。因为在计算收益时，必须估计出参加培训的农民如果没有参加培 训的收益，但现实中一个农民要么参加了培训，要么没有参加，不可 能存
31、在两种情况下的数据。而且，面对培训，农民是根据各自不同的 背景条件选择是否参加的。一些背景是可以观察到的，如农民的性别、 年龄、受教育程度等，另一些背景是无法观察到的，如农民的能力、 好学程度等。如果忽略这些因素，可能会使估计结果有偏。目前处理 这类涉及不可观测变量影响的问题，比拟成熟的方法是内生处理效应 模型。农民是否参加培训是自我选择的结果，即处理变量Ti是内生的。 典型农民i是否参加培训可表示为：将农民非农就业行为(Yi)的结果方程设定为：内生处理效应模型可以同时估计以下三个方程：Ti=Zia + pi (3)Yli=Xli B 1+ li (4)Y0i=X0i 3 0+ e Oi (5
32、)(3)式是农民参与培训决策方程，(4)式是处理组Ti=l对应的 农民非农就业行为结果方程，(5)式是控制组Ti=O对应的农民非农 就业行为结果方程。在此基础上，可计算培训对农民非农就业行为的 处理组平均效应(AverageTreatmentEffectontheTreated, ATET)和 全样本平均处理效应(AverageTreatmentEffect, ATE)。计算方程如 下：ATET二E (Yli | Ti=1) -E (YOi | Ti=1) (6)ATE二E (Yli | Ti=l) -E (YOi | Ti=O) (7)为了识别因果关系，消除两个误差项Ui和i的相关性，(3)
33、 式的Zi中至少应包含一个影响Ti但不影响Yi的工具变量，本文选 择“村内参加培训人数比重”作为职业培训的工具变量。四、实证分析(一)工具变量有效性讨论内生处理效应模型要求使用有效的工具变量，以保证选择方程可 识别，本文选择“村内参加培训人数比重”作为“农民个人是否参加 职业培训”的工具变量，现对其有效性进行讨论。从工具变量相关性的角度分析，理论上，一个村庄内参加过培训 的人数比重必然会对村内其他居民参加培训的行为产生显著的影响。 农村属于熟人社会，村民非常注重村内社会对个人的评价和认可，其 行为容易受到周边人行为的影响，即所谓的“社会互动效应”。如果 村内有居民通过培训受益，那么将形成良好的
34、示范效应，极大地促进 村内其他居民参与培训；即使村内居民参加培训后提升不明显，参加 培训人数比例更高的村庄，依然会通过“社会互动效应”对村内其他 居民参加培训的行为施加正向推动作用，提高村民个人参加培训的概 率。因此，“村内参加培训人数比重”变量必然与农民个人参加职业 培训的行为高度相关。从工具变量外生性的角度分析，理论上，一个村庄内参加过培训 的人数比重只会通过影响村民个人参加培训这一路径影响农民的非 农就业行为及特征。在政府支持农民参加培训、培训班开到村部且免 费的情境下，一个村庄内参加过培训的人数比重主要取决于有多少农 民愿意花费时间参加培训I,与其他因素关系不大，更不可能存在反向 因果
35、关系，即无论从哪个角度看，农民个人是否外出务工、收入如何 这些特征都不太可能对其所在村庄整体参加培训人数的比重产生明 显影响。当然，我们也有理由怀疑，在村庄开展免费培训需要财政支持， 那么是不是经济开展水平高的地区会优先在村内鼓励村民参加培训I? 如果确实是这样，就意味着村内培训人数比例高代表了更高的地区经 济开展水平，而地区经济开展水平高又会促使农民积极地在非农部门 就业，并获得更高薪、更稳定的工作。此外，在村内开展培训有赖于 技术人员直接到农村一线去，那么是不是交通兴旺地区培训推动的力 度更大？如果是，那说明村内培训人数比例高代表了更好的交通条件, 而更好的交通条件必然会促进农民的外出务工
36、行为。实际上，如果参 加培训完全是农民的自主行为，政府没有在其中进行干涉，那么上述 问题是存在的。但在当前我国大力提倡农民参加职业培训的环境下， 上述因素的影响已微乎其微。在以2022年“春潮行动”和2022年 “求学圆梦行动”为代表的一系列农民工培训行动和支持政策的推 动下，我国各地政府都提高了对农民职业培训的重视程度，中央和地 方财政都有专门资金支持农民的职业培训工作，很多地区为了吸引农 民参加培训，不仅不收取培训费用，而且对来参加培训的农民赠送小 礼品。可见，经济开展水平阻碍村庄开展职业培训的因素在当前基本 可以忽略。交通条件方面，我国非常重视农村地区的交通基础设施建 设，新农村建设行动
37、让绝大多数行政村实现了硬化路到村部，交通条 件大为改善。在本文使用的调查样本中，最偏僻的村庄到县城的车程 也不过约3小时。可见，当前交通条件阻碍村内开展培训的情况也基 本可以忽略。为保险起见，本文在利用工具变量回归时，仍然将“村 人均GDP”和“村交通兴旺度”作为控制变量加入模型中，以控制经 济开展水平和交通水平的影响。除了从经济逻辑上分析工具变量的有效性外，本文还用统计工具 对工具变量的有效性进行了检验。工具变量一般要从三方面进行检验: 不可识别检验、弱工具变量检验和过度识别检验。由于从统计上进行 过度识别检验的方法（Sargan检验和HausenJ检验）都要求有效工 具变量数量大于内生变量
38、，即“过度识别”，而本文属于“恰好识别” 的情况，因而本文工具变量的外生性只能从理论逻辑上进行探讨。本 文仅展示不可识别检验和弱工具变量检验的结果。以农民的非农就业 行为及特征为因变量，以农民参加职业培训为内生解释变量，以农民 所在村的“村内参加培训人数比重”为工具变量，进行多个2sLs回 归，得到本文工具变量的检验结果（见表2,下页）。工具变量检验结果显示，在各模型中，不可识别检验的LM统计 值对应的p值都等于0.000,强烈拒绝了 “不可识别”的原假设。弱 工具变量检验结果显示，Cragg-DonaldWa1dFstatistic 和 Kleibergen-PaaprkWaldFstati
39、stic 都超过了 临界点 10,拒绝了 “弱 工具变量”假设，说明不存在弱工具变量问题。综上，可以认为本文 选取的工具变量是有效的。本文预期，农民是否参加职业培训与其非农就业行为及特征之间 存在内生性。内生性主要来源于两方面：一是样本自选择，二是遗漏 变量。然而，上述分析只是从理论上对内生性进行了推断，尚需从统 计上对核心变量的内生性进行检验。本文先将内生变量作为核心变量， 分别用Probit模型和线性模型对各因变量进行回归，然后将工具变 量作为核心变量，用IV模型进行回归，再利用两次回归的结果进行 Hausman检验，结果如3表所示。由表3结果可知，各因变量的Hausman 检验P值都小于
40、0.1,拒绝了模型自变量外生的原假设，可见如果本 文直接使用“职业培训”作为核心变量，将导致估计结果有偏，有必 要使用以工具变量为基础的内生处理效应模型进行处理。（二）职业培训对农民非农就业决策的影响职业培训对农民非农就业决策影响的内生处理效应模型估计结 果如表4 （下页）所示。回归结果显示，Wald卡方值为3961.96,在 设的水平上显著，说明模型估计结果总体稳定。选择方程与结果方程 的残差相关系数为-0.402,在1%的水平上显著，说明模型确实存在 选择性偏误带来的内生性问题，遗漏促使农民参加培训的不可觐测因 素导致培训对非农就业的影响被高估。在解决内生性的情况下，职业 培训对非农就业决
41、策影响的系数为1.213,在1%的水平上显著，说明 职业培训确实会促使农民参与非农就业。具体来看，职业培训对非农 就业影响的边际效应为0.296,在1%的水平上显著，说明职业培训使 农民参与非农就业的概率提高了 29. 6%o这显著低于Probit模型估 计的53. 3%，说明职业培训对非农就业决策的影响并没有Probit 模型估计的那么大，更强的能力、好学的态度、更广的社会网络等促 使农民参加职业培训的不可观察因素本身就会提高农民参加非农就 业的概率。综上，假说1得证。（三）职业培训对农民非农就业特征的影响职业培训对农民非农就业特征影响的内生处理效应模型估计结 果如表5所示。ATE展示的是职业培训对所有农民样本的平均处理效 应，ATET展示的是对参加过培训的农民样本的平均处理效应。与ATE 反映总体平均处理效应相比，ATET能反映现实中参加了培训的这部 分农民，如果他们没有参加培训，非农就业行为及特征会与现在有多 大差距。将ATE与ATET进行比照，能更准确地分析职业培训对农民 非农就业行为及特征的影响。在就业类型模型中，职业培训的ATE不显著，ATET为-0.093,