新生代农民工职业技能培训意愿影响因素分析

□李丽清 勒系琳 左和平 周小刚

新生代农民工职业技能培训意愿影响因素分析

□李丽清 勒系琳 左和平 周小刚

进入新世纪以后，传统人口红利正逐渐消退，“新人口红利”不断开发，国内农民工群体出现代际更替，新生代农民工已经“崭露头角”，并成为新型城镇化的主力军。本文基于新生代农民工职业技能培训意愿的调查，建立人口学特征、人力资本特征、经济收入特征、培训认知特征和环境影响特征五个维度的Logistic模型，实证分析新生代农民工职业技能培训意愿。

新生代农民工；职业技能培训；Logistic模型

随着劳动人口和新增人口比重持续下降及劳动的边际成本持续上升，传统人口红利正逐渐消退，“新人口红利”不断开发，国内农民工群体出现代际更替，新生代农民工已“崭露头角”，既是新型城镇化的主力军，又是推进工业化和实施创新驱动战略的重要力量。新生代农民工职业素养和就业能力深刻影响着企业绩效的提升和企业竞争力的形成，关系到国家经济转型和产业结构升级。通过职业培训教育，开发和利用好这一宝贵的人力资源具有重要和深远的意义，既是提高他们就业能力和融入城市的有效方式，也是对他们进行人口红利的“二次开发”和促进经济转型升级的重要渠道。但当前农民工职业培训体系中存在诸多问题制约了这一群体人力资本的提升，难以发挥人力资本的“外溢”特性和“累加”效应，其关键因素是这一群体的培训意愿不强，因此分析新生代农民工的职业培训意愿形成机理具有重要意义。

一、新生代农民工培训意愿影响因素的理论假设

从经济学角度来看，个人是自身最大利益的追求者，个体通过对所获得的各方面信息进行理性计算、分析，按最有利于自身利益的目标选择决策方案，以获得最大效用。通过借鉴已有学者的研究成果和对农民工深度访谈的质性分析，新生代农民工培训需求动机受到其自身人口学特征、人力资本特征和培训认知、内外部环境等诸多方面因素的差异性影响。新生代农民工职业技能培训意愿的理论假设影响因素可以用图1来反映。

图1 新生代农民工培训意愿影响因素

二、数据来源与方法

本次新生代农民工职业技能培训意愿的调查时间为2011年10月至2012年4月，调查以年龄分层为依据，采用分层抽样方法在江西、福建和河北等省发放调查问卷2000份，涉及服装、制造业、旅馆、餐饮、美容美发、超市零售等服务业及汽车维修行业，得到有效样本1743个。其中，获取户籍在农村、1980年前出生的传统农民工有效样本628个；获取户籍在农村、年龄在1980年后出生的新生代农民工有效样本1115个。整个调查过程涉及到问卷的编制、问卷的预测评、问卷正式实施、有效问卷的筛选等环节。调查问卷由四部分组成，第一部分内容是关于个人和家庭基本情况的，涉及性别、年龄、婚姻状况、受教育程度、户籍类型、职业类型、工作单位类型、外出务工年限等个人情况和基本状况等14个问题；第二部分内容是关于就业和培训的基本情况，涉及就业渠道、培训经历、培训认知和培训环境等以及培训满意度；第三部分内容是关于创业动机、创业行为及创业培训情况；第四部分内容是关于企业职业培训和政府职业培训及创业培训的开放式建议。

三、样本数据和模型变量选择

（一）样本数据

在收回的有效样本数据1115个中筛除部分缺失值问卷，最终获取是否愿意参与培训新生代农民工有效问卷1064份，其中愿意参与培训的新生代农民工数比例为73.6%。

（二）变量选择

因变量：培训意愿指新生代农民工愿意接受培训和不愿意参加培训的两种选择，本研究以新生代农民工是否愿意参加技能培训作为被解释变量或因变量（y），取值为0、1。

解释变量：劳动者的人口学特征、人力资本状况和社会资本状况对劳动者的培训意愿有着显著的影响，并且考虑到相关变量的多重共线性影响，尽可能的选择代表性变量。解释变量主要选择人口学特征变量、人力资本特征变量、经济收入特征变量、培训认知特征变量、环境影响特征变量五大类（见表1）。

表1 变量选择及取值说明

四、实证研究结果

依据上述理论假设和变量设定，运行spss20.0软件进行Logistic回归建模研究，采用强迫引入法对变量建模。从实证分析来看，73.6%以上的新生代农民工对于参加职业培训和技能提升有着很强的教育需求。在模型的拟合优度方面，-2倍的对数似然值为1086.833，模型方程的Cox&Snell R Square值为0.167，Nagelkerke R方值为0.182，模型通过了显著性检验，同时说明在对农民工培训意愿的解释上，应该有其他重要的因素，比如说培训效果、培训宣传等因素，可能对其职业培训意愿倾向的贡献更为明确。

表2显示了各解释变量的回归系数检验结果。各数据项的含义依次为回归系数、回归系数标准误差、wald检验统计量的观测值、自由度、wald检验统计量的概率P值、发生比。模型系数的综合检验表明，按α=0.05水平，认为自变量 x2、x4、x5、x6、x8、x9、x10、x11对应的概率P值小于显著性水平0.05，因此均拒绝零假设，与因变量的Logistic回归方程有统计学意义，意味着它们与logitP的线性关系显著；性别变量、婚姻变量的P值都大于0.05，与logitP的线性关系不显著，认为性别和职业类型与新生代农民工是否愿意参加职业技能培训无显著性关系。

表2 Logistic回归模型和系数

（一）人口学变量对新生代农民工培训意愿影响分析

性别变量未通过显著性检验，这与前面的理论假设不一致。可能的解释是，随着新生代农民工中女性初次外出平均年龄下降，教育程度不断提高，对培训的意愿普遍增强，性别对新生代农民工职业技能培训意愿的影响正在逐渐减弱。年龄变量通过显著性检验，对新生代农民工职业技能培训意愿的影响方向基本符合前面的理论预期，随着新生代农民工年龄每增大一岁，培训意愿发生比减少0.944倍。根据人力资本投资理论，年龄增加表明培训投资所带来预期从事工作收益的年限缩短，导致年龄与技能培训意愿成负相关：年龄越小的新生代农民工，培训需求意愿更强。就婚姻状况而言，以已婚为参照组，其系数呈正，但在5%统计水平上不显著。这表明已婚农民工较未婚农民工在培训意愿方面并没有显著差异。结合调研，可能的解释是，许多新生代农民工结婚后往往继续在城市打工，即使生完小孩，也往往把小孩留在老家由父母抚养，没有孩子负担的农民工夫妇愿意学技能挣钱，所以，在培训时间上并不形成有效约束条件。

（二）人力资本特征变量对新生代农民工培训意愿影响分析

根据模型分析，以小学及以下文化程度为参照，初中文化水平的新生代农民工培训意愿发生比增加2.487倍，高中文化水平的新生代农民工培训意愿发生比增加2.677倍，大专以上学历的新生代农民工培训意愿发生比增加2.807倍。显然，低学历水平的新生代农民工，受制于认知水平较低和学习能力，培训意愿较弱；而越高学历的新生代农民工，越发理解培训带来的高收益回报率，愿意参加培训刻苦学习。

（三）经济特征变量对新生代农民工培训意愿影响分析

根据模型分析，以经济月收入1000元以下为参照，X7变量的P值大于0.05，即经济月收入在1001-3000元的新生代农民工培训意愿并无显著差异；X8变量的P值小于0.05，系数为-0.688，经济月收入3001元以上的新生代农民工培训意愿显著下降，发生比降低0.503倍。这说明，经济月收入较低的新生代农民工从事工作环境和收入状况不理想的职业，改变现状的愿望更为强烈，更希望通过职业培训的 “增长效应”，改变生存环境，获得较高的收入。同时，以经济月收入3000元为分界线，高收入新生代农民工虽然具有支付培训费用能力，但同时对目前状况比较满意，存在保守、不思进取意识，培训意愿降低，如前所述，最终“收入效应”小于“挤出效应”。

（四）培训认知变量对新生代农民工培训意愿影响分析

根据模型分析，培训经历变量X9和X10培训认知变量均通过显著性检验，P值均小于0.05。与未参加培训的新生代农民工相比，有过培训经历的新生代农民工更了解培训对于提高工资收入和职位晋升的作用，培训意愿发生比增加1.963倍；对培训的认知影响其培训参与意愿，对培训有不正确认知的新生代农民工，发生比减少0.611倍，那些认为即使会暂时减少收入，也愿意参加培训的新生代农民工参与培训意愿显著增强。

（五）企业环境影响变量对新生代农民工培训意愿影响分析

根据模型分析，企业环境影响变量X11通过显著性检验，P值均小于0.05。企业重视员工培训和建立对应的晋升、提薪机制，可促使新生代农民工培训意愿发生比增加1.216倍，这说明企业对新生代农民工人力资源开发的重要作用，积极开展培训引导、技能考评、素质考评和薪资提升可以有效提高其参与培训意愿。

从上述实证分析结果可以看出，婚姻状况、性别状况等对新生代农民工是否愿意参加培训并无显著影响，年龄变量、文化程度变量、经济特征变量、培训认知变量和企业环境影响变量对新生代农民工职业培训意愿影响显著。因此，在探讨新生代农民工职业技能培训教育时，需要重点区分不同新生代农民工的异质性特征，考虑上述差异性因素的影响，提出针对性措施，力求设立一种多覆盖面、高效的技能培训模式，提高新生代农民工培训实际参与率，使新生代农民工技能培训能够取得长足发展。

五、结论与对策建议

由于许多新生代农民工处于职业生涯开始阶段，不少人对培训认识存在诸多误区，因而，激励新生代农民工积极提升自身文化素质，改变得过且过的消极心态，确立新的就业观念，制定符合自身特点的职业生涯规划，树立正确的价值观、职业观和培训观显得尤为重要。

［1］刘迎秋.发掘我国经济持续健康发展的“潜在红利”［N］.光明日报，2012-12-26.

［2］周小刚，李丽清.面向新生代农民工培训满意度改进决策的结构方程模型研究［J］.中国社会科学院研究生院学报，2013（4）：37-42.

［3］周小刚.劳动力市场分割、培训机会获取与新生代农民工培训收益率差异［J］.晋阳学刊，2014 （10）：82-88.

［4］张灵.范安平.近十年我国农民工培训若干政策评析［J］.职业技术教育，2013（13）：73-77.

［5］王琦.现代远程教育视域下的农民工培训立法探索［J］.现代远距离教育，2013（3）：54-59.

［6］周小刚.新生代农民工职业培训质量及其提升路径［J］.江西社会科学，2014（7）：201-205.

［7］张琳琳.新生代农民工教育与培训的目标定位研究［J］.职教论坛，2013（4）：38-41.

［8］杨锦秀，吴春汶，朱玉蓉.公共资助农民培训供需及均衡机制选择———基于四川省成都市的调研［J］.农业经济问题，2013（1）：72-76.

［9］王竹林，吕默.农民工培训模式及动力机制探讨［J］.西安财经学院学报，2013（3）：87-91.

［10］中国社会科学院人口与劳动经济研究所编.农村劳动力转移与就业：阶段、现状与趋势［M］.北京：中国劳动社会保障出版社，2013.1：55-61.

李丽清（1977-），女，江西科技师范大学副教授，博士，研究方向为管理科学与工程；勒系琳（1963-），男，江西科技师范大学教授，博士，研究方向为产业经济；左和平（1964-），男，江西科技师范大学教授，博士，研究方向为管理科学与工程；周小刚（1973-），男，华东交通大学教授，博士，研究方向为管理科学与工程。

国家自然科学基金“深化户籍制度改革的城市公共服务创新：协同模式、强行机制和政策仿真研究”（编号：71563011），主持人：周小刚。

G710

A

1001－7518（2015）31-0069-04