返乡农民工转岗再就业培训效果评估与政策效率提升*

阳玉香 莫旋

（衡阳师范学院经济与管理学院）

一、引言

近年来，出现了农民工返乡潮，大量农民工需转岗再就业。培训与正规教育一样，是人力资本积累的重要形式，不仅可使返乡农民工获得新技能，促进再就业，而且能提升返乡农民工就业质量，使其适应新形势发展的需要。对于返乡农民工，没条件再去学校接受正规教育，就只能选择参加形式多样、时间灵活的培训。那么，如何评估返乡农民工转岗再就业培训的效果？返乡农民工转岗再就业培训相关政策落实效率如何提升？研究这些问题，有助于人们更好地了解返乡农民工转岗再就业培训的真实效果，吸引返乡农民工参加转岗再就业培训，提升培训政策落实效率，进而助推返乡农民工转岗再就业。

研究培训效果的传统方法通常是将培训作为解释变量引入收入方程，通过OLS估算培训的边际影响。但实际上，个体参加培训存在自选择问题，并不是随机挑选的。个人能力比较强的可能对自身的要求更高，更倾向于选择参加培训。而个人能力往往是与培训无关的不可观测因素，不论是否参加培训，天生能力比较强的群体会比其它人获得更高的收入。所以研究培训的收入效应需要考虑参加培训的自选择性和异质性问题。本文将采用Maddala提出的内生转换模型（ESRM）进行估计[1]，该模型能够将可观测变量和不可观测变量导致的偏误纳入模型，解决了样本自选择问题。同时，它还可以拟合培训者和未培训者的收入决定方程，并进行反事实推断，分别计算出培训者和未培训者的处理效应，估计出不同决策状态下收入决定的异质性影响。

二、数据及描述性统计

（一）据来源及处理

由于2014年后全国流动人口动态监测数据中无培训数据，故本文以2014年数据为样本，保留户籍身份为农民的样本。为使收入主体比较的同一性，删掉就业身份为“雇主”和“其它身份”的样本；剔除样本小时收入处于97.5%以上和2.5%以下的极端值。

（二）变量及描述性分析

返乡农民工转岗再就业培训效果用收入来衡量，调查数据中提供了月收入数据，考虑到个体在工作时长的差异性，用小时收入更合理，根据明瑟方程，对小时收入取对数作为被解释变量。返乡农民工的收入受到个体特征变量（受教育程度、性别、工作经验、婚姻状况、身体健康程度、社会关系和家庭收入）和就业特征变量（是否签订劳务合同、就业单位所有制和就业行业）的影响。

培训是一种人力资本投资，其选择行为由培训收入和成本相比较而定。培训除了受到收入的所有影响因素影响外，还受到培训成本的影响，培训成本主要由参加培训的机会成本和可获得性决定，因机会成本广而难以测量，所以，本文以区行业培训率作为培训成本的衡量。

部分解释变量的定义及其在培训组与未培训组的描述性统计表如表1所示。

表1 培训组与未培训组主要变量定义及描述性统计

从表1可以看出，返乡农民工参加转岗再就业培训的培训组收入高于未培训组，培训组的受教育程度更高，身体健康状况更好，签订劳动合同的比例更高，社会关系更多，区培训比率明显高于未培训组。培训组男性比例、工作经验、家庭收入低于未培训组。这些差异从侧面反映了返乡农民工在选择是否参加转岗再就业培训时并不是随机挑选的，而是存在自选择，如果直接运用OLS进行估计无法得到一致估计量。因此，在研究返乡农民工转岗再就业培训效果时，需对这些因素加以控制，我们还需要用更严谨的计量方法来实证。

三、内生转换模型与处理效应估计方法

（一）内生转换模型（ESRM）

本文主要讨论返乡农民工转岗再就业培训的两种决策：参加培训或不参加培训。为分析其培训对收入的影响，构建农民工收入决定方程：

其中，Yi是返乡农民工i的收入，Ti是i是否参加培训的虚拟变量，xik为一组影响返乡农民工收入的解释变量。

借鉴王存同（2017）和朋文欢（2017）[2]的研究方法，构建返乡农民工转岗再就业的培训决策模型：

在方程式（2）中，Ti*是虚拟变量Ti的潜变量，T=1，表示返乡农民工选择参加转岗再就业培训，T=0表示不参加培训,Z是影响返乡农民工转岗再就业培训决策的一组变量。

根据模型识别要求，Z中至少出现一个新变量，不属于x，即该变量影响返乡农民工的转岗再就业培训决策，但不影响其收入决定。

返乡农民工的决策在参加转岗再就业培训与不参加培训两种情况下，其收入决定方程分别为：

方程（3）和（4）是内生转换模型的结果。其中，Y1i和Y0i分别表示返乡农民工i参加转岗再就业培训和不培训时的收入水平，但在现实生活中，我们不可能同时观测到返乡农民工i参加转岗再就业培训和不参加培训两种情况下的收入，且随机误差项的条件期望不等于零，如果采用OLS估计是有偏的。

因此，返乡农民工i参加转岗再就业培训和不培训两种情况下收入的条件期望分别为：

方程式（5）-（6） 中，φ( ziγ)和 Φ(ziγ)分别表示以ziγ为变量的标准正态分布密度函数和累计密度函数。λ1i和λ0i分别表示由不可观测变量带来的样本选择性偏误，根据方程式（5）和（6），如果σ1u和σ0u不为零，则有必要纠正由不可观测变量带来的样本选择性偏误。

（二）基于内生转换模型的处理效应估计

根据内生转换模型的估计结果，我们还可以估计出返乡农民工参加转岗再就业培训不参加培训时，以及未培训者参加转岗再就业培训时两种反事实情况下的收入[3]。

因此，返乡农民工转岗再就业培训者的平均处理效应（ATT）为式（7）与式（9）之差：

返乡农民工转岗再就业未培训者的平均处理效应（ATU）为式（10）与式（8）之差：

四、实证结果分析

首先对返乡农民工采用内生转换模型进行回归，进一步识别返乡农民工转岗再就业培训对其收入影响的处理效应差异，识别参加培训的选择机制对培训效果的影响。表2显示了返乡农民工的内生转换模型估计结果。

从表2可以看出，就培训决策模型而言，受教育程度，婚姻状况，身体健康状况，劳动合同，社会关系的系数为正，且通过了显著性检验，表明他们正向影响了返乡农民工的转岗再就业培训决策。而性别负向地影响了其培训决策。这说明女性更倾向于参加转岗再就业培训。因为随着服务业的发展，对女性的需求增加，女性需参加转岗再就业培训以掌握工作必备技术。工作经验与返乡农民工参加转岗再就业培训倾向呈“倒U型”关系。受教育程度高、已婚、身体健康状况好、签订劳动合同、社会关系多者倾向于参加转岗再就业培训，说明能力越强的返乡农民工越倾向于参加培训，其培训决策遵循比较优势。

进一步比较返乡农民工参加转岗再就业培训者和未培训者的收入决定方程，我们发现诸多变量对他们收入的影响存在较大差异。在表2的内生转换模型中，劳动合同、社会关系和家庭收入显著地正向影响了未培训者和培训者的收入水平，但对培训者的贡献明显大于未培训者；受教育程度、男性和身体健康状况有助于提升未培训者和培训者的收入，但对未培训者的贡献明显大于培训者；婚姻状况负向显著影响了未培训者，但对培训者没有影响，这是因为已婚增加了其家庭经济负担和压力，因此倾向于主动承担体力消耗大，工资报酬高的工作。工作经验与收入呈倒“U”型关系，与预期一致。最后，λ1和λ0，σ0u和σ1u的系数均为正，且都在1%的水平上显著。σ1u为正，表明返乡农民工的培训决策是一个正向选择过程，即选择培训者若没有经过选择过程的话，会比实际上通过选择过程进行培训者的收入低。这表明有必要纠正模型中由不可观测变量引起的样本选择性偏误。

表2 内生转换模型（ESRM）的估计结果

为反映转岗再就业培训对返乡农民工收入的影响，我们根据方程式（7）和（8），可计算出解决样本选择性偏误后，返乡农民工转岗再就业培训者和未培训者的收入，根据方程式（9）和（10）分别计算出培训者不培训以及不培训者参加培训两种反事实情境下的收入水平。然后根据方程式（11）和（12）分别计算出ATT和ATU，数值分别为0.021和-0.048，两者的综合加权平均值为 -0.0135，ATT＞ATU,说明能力较强的返乡农民工选择参加培训，转岗再就业培训能显著提高返乡农民工的收入，且未培训者参加培训，其增收的效果不明显。

五、结论及政策效率提升策略

本文基于2014年全国流动人口动态监测调查数据，运用内生转换模型考察了返乡农民工转岗再就业的培训选择机制，以及培训对返乡农民工收入的影响。研究结果表明：转岗再就业培训对参加培训的返乡农民工收入水平有显著的正向影响，对未参加培训的返乡农民工的收入有负向影响。返乡农民工转岗再就业时选择参加培训的机制遵循比较优势原则，能力较强的返乡农民工更倾向于选择参加培训。

农民工培训是贯彻落实国家政策，提升就业能力，拓展就业途径，实现农民工转岗再就业的重要手段。返乡农民工初始资源有限，也难以获得外部市场支持，因此，政府政策支持是返乡农民工获取资源，实现转岗再就业的最主要途径，适宜的政策是提高政策效率的基本条件：

（1）政府部门需要因人、因地制定适宜的培训内容。政府对返乡农民工进行线上和线下调研，随时了解返乡农民工转岗再就业的培训需求，针对不同行业、不同所有制等人群制订针对性的计划和内容，积极调控、合理配置市场培训资源，开展有针对性的、多样化的、差异化的返乡农民工转岗再就业培训[4]。

（2）宣传转岗再就业培训，增强农民工的政策获取能力,鼓励更多的返乡农民工参加培训。在本研究样本中，只有30.34%返乡农民工参加了培训。政府需要利用电视、广播、网络等媒体,增大培训的宣传力度，使返乡农民工充分了解和运用培训相关政策，进而参加培训以提高他们的技能水平。

（3）政府需增加培训的资金投入。政府需加大资金投入，改进返乡农民工转岗再就业培训环境，整合培训资源，改善培训条件，创新培训模式、优化培训设施，从而不断提升培训质量。