大学生职业农民学历提升意愿及影响因素研究

卓 炯，杜彦坤

(中国农业科学院 农业经济与发展研究所，北京 100081)

一、引言

2018年中央一号文件指出，实施乡村振兴战略必须破解人才瓶颈制约，强化乡村振兴人才支撑，把人力资本开发放在首要位置，大力培育新型职业农民。新型职业农民是以农业为职业、具有相应的专业技能、收入主要来自农业生产经营并达到相当水平的现代农业从业者，可分为生产经营型、专业技能型、专业服务型三种类型。[1]《“十三五”全国新型职业农民培育发展规划》提出实施“新型职业农民学历提升工程”，面向新型职业农民开展农民中、高等职业教育，有效提高新型职业农民队伍综合素质和学历水平。2014年3月，教育部、农业部印发《中等职业学校新型职业农民培养方案试行》(教职成厅〔2014〕1号)，有力推动了中等职业教育培养新型职业农民的进程，学生毕业可获得中等职业教育学历。2019年6月，农业农村部、教育部印发《关于做好高职扩招培养高素质农民有关工作的通知》(农办科〔2019〕24号)，启动实施“百万高素质农民学历提升行动计划”，计划5年内培养100万名高素质农民，学生毕业可获得高等教育专科学历。

对于高中及以下学历的农民，可参加中、高等职业教育提升学历至中专、大专层次，而对于已经具有大学专科、本科或硕士研究生学历的职业农民(以下简称“大学生农民”)，如何进一步提升学历目前没有明确的路径，也较少得到关注。在国家涉农就业创业政策支持下，近年来有越来越多的大学生返乡下乡就业创业。2014年评选出的第九届全国农村青年致富带头人中，大专及以上学历占77.8%；[2]2017年评选出的第十届带头人中，大专及以上学历占比增加到81.3%；[3]中国农村青年致富带头人协会会员中，大专及以上学历占80.8%；[4]农业部科技教育司组织评选的2017年度100位“风鹏行动·新型职业农民”中，大专及以上学历有66人；[5]农业农村部办公厅组织遴选的2018年度“全国百名杰出新型职业农民”中，大专及以上学历有55人；[6]根据农业部课题组2015年调查，新农人学历大专以上的占86.2%。[7]虽然数据不够全面，但都表明当前我国职业农民队伍中具有大专及以上学历的大学生农民已经成为不可忽视的一个群体。根据2019年2月教育部召开的全国教育事业发展基本情况年度发布会上的介绍，我国已建成世界上规模最大的高等教育体系，高等教育毛入学率达到48.1%，即将由高等教育大众化阶段进入普及化阶段。在此背景下，大学生农民这一高学历群体进一步提升学历的意愿如何？影响其学历提升意愿的因素有哪些？本文围绕这一主题，基于对150位大学生农民的问卷调查进行探讨，以期为探索服务大学生农民需求的学历教育打下基础。

二、文献综述与理论基础

(一)文献综述

暂未发现专门针对大学生农民学历教育意愿的研究，已有相关研究一般没有限定农民的学历层次，其中一般包括了大专及以上学历，只是占比很低，如2006年参与调查的河北省农村居民中大专及以上学历比例为1.67%，[8]2008年宁波农村地区该比例为2.82%，[9]2016年佛山市三水区该比例提高到10%。[10]总体来看，农民参与职业教育意愿很高，对职业教育的需求很大，[11—14]如陕西杨凌示范区65%的农民愿意接受职业教育；[15]陕西省汉中市新型农民86.13%愿意接受职业教育；[16]河北省农村居民接受过职业教育的512户中有466户、没有接受过的984户中有512户计划将来接受职业教育。[17]农民职业教育意愿受到主导产业、家庭收入水平、兼业化程度、家庭文化水平、传统观点等多种因素的影响。该类研究的调查对象主要是身份上的“农民”，除职业农民外还包括非农户、农民工、农民子弟等；大部分仅针对某一地区(省、市、县或区)；教育内容包括农业职业教育与非农职业教育；采用的数据分析方法主要为百分比描述统计，少数研究者采用了主成分分析[18]等其他方法。

与农民学历教育意愿研究相近的是农民培训意愿影响因素的实证分析，大致可分为两类：第一类是农民参加涉农培训，关注点在如何提高农民农业从业技能，其中2012年之后主要聚焦在新型职业农民培训；第二类是农民参加综合培训，关注点一般在如何促进农村剩余劳动力转移。农民参加涉农培训和综合培训意愿均非常高，比例一般都超过了60%，最高比例达到96.6%；[19]研究范围同样以某一地区为主；调查对象中一般也包括了大专及以上学历的农民，占比同样较低；大多研究将“培训意愿”作为二分类变量建立二元Logistic回归模型，少数研究采用相关分析或仅采用百分描述统计。

(二)理论基础

学历教育与在职培训都是人力资本投资的重要形式，在考察个人参加教育培训意愿时，研究者一般都以“经济人假设”为基础，[20—21]认为个人在做投资决策时(即是否参加教育培训)是以自身利益最大化为目标，主要的决策参考因素是人力资本投资成本和收益。个人人力资本投资积极性的高低还受到个人条件的制约，包括经济承受能力、智商等客观条件等因素，以及个人利益追求、价值观念、品质等主观因素。[22]培训费用是重要的与成本相关的约束条件，个人的经济生命周期长度是约束人力资本投资收益实现的重要因素，收入水平决定了个人经济承受能力，学历一定程度反映了个人人力资本存量与能力，对农业的认知反映了个人的价值观念，因此，培训费用、年龄、收入、学历、对农业的认知常常被作为影响教育培训意愿的重要考察因素。此外，部分研究者从心理学或社会学的角度(如计划行为理论、[23]资本理论，[24])考察培训意愿的影响因素。

三、研究假设

基于人力资本投资有关理论并参考农民教育培训意愿相关研究，本文从个体因素、家庭因素、生产经营因素、教育培训因素四个方面提出研究假设。

(一)个体因素

农民对培训的需求主要受自身文化素质和经济条件的影响。[25]文化素质一般可用代表受教育程度的学历表示，对农业的认知水平也可反映出文化素质的高低；经济条件可用年均收入反映。本文考察的个体因素包括性别、年龄、学历、农业认知，将个人年均收入列为生产经营因素。

大部分研究发现性别对农民参加培训意愿影响不显著，少数研究发现男性参加培训意愿高于女性，性别对学历提升意愿的影响有待进一步探讨。大部分研究发现农民年龄越小，培训意愿越高。个人的经济生命周期长度是约束人力资本投资收益实现的重要因素，年龄越小，今后投资收益的时间越长，总收益越多，因此越愿意参加学历教育。本文假设，年龄负向影响学历提升意愿。学历是人力资本的重要反映，根据教育信号理论，受教育程度高的人拥有更高的内在能力。[26]由于知识的累计增值和创新效应，[27]人力资本投资具有边际递增的特点，受教育程度高的人教育培训收益更高，因此学历越高的农民参加教育培训的意愿越强，绝对大部分有关农民培训意愿和职业教育意愿的实证研究都支持这个观点。本文在大专、本科、硕士研究生三个级别的高学历内部进一步探讨已有学历对学历提升意愿的影响。农业认知属于个人主观因素，参考已有研究中考察的个人主观因素，将农业认知分为农业从业观点、农业从业能力与农业从业态度三类。农业从业观点包括对农业科技在农业生产中作用的认识以及对职业农民的认识。对科学技术在农业生产中作用的看法、[28]对农业科技重视程度[29]对培训意愿具有显著正向影响。越重视农业科技、职业农民自我认可度越高，进一步通过教育培训提高本人科技素养的动机越强。本文假设，农业从业观点正向影响学历提升意愿。农业从业能力包括对农业政策、技术、市场的了解程度。部分研究发现，对市场行情了解程度、农业技术掌握程度、[30]对现代农业技术的认知度[31]与培训意愿显著正相关。但是，部分研究得到了相反的研究结果。[32—33]本文进一步探讨农业从业能力对学历提升意愿的影响。农业从业态度包括对农业的关注与信心，即长期从事农业、扩大生产规模的意愿。已有研究发现，农户提高收入的信心以及对政策的关注程度、[34]平时对农业信息的关注、[35]扩大面积意愿[36]对培训意愿具有正向影响。本文假设，农业从业态度正向影响学历提升意愿。

(二)家庭因素

农业生产经营基本以家庭为单位，因此家庭因素也是一个考察的重点。本文考察的家庭因素包括家庭人口数、家庭劳动力数、家庭农业收入占比。

已有研究发现，家庭人口数对农民培训意愿的影响不确定。家庭人口数越多，生活消费等支出越多，生活压力越大，有更大的动力进一步参加学历教育。本文假设，家庭人口数正向影响学历提升意愿。已有研究发现，家庭劳动力数对农民培训意愿的影响不确定，本文进一步探讨家庭劳动力人数对学历提升意愿的影响。家庭农业收入占全部收入的比例，或者说家庭收入结构，反映了一个家庭的兼业化程度。宁泽逵、[37]吕德宏[38]等发现，兼业化程度越高(即农业收入占比越低)，职业教育意愿越高。朱奇彪等[39]发现，收入结构对培训意愿的影响显著，即农业收入越是成为收入的主要来源(即农业收入占比越高)，新型职业农民参与技能培训的意愿越强烈。结果相反的原因主要是有关研究中职业教育内涵包括参加非农职业教育，而培训内涵仅指涉农培训。家庭农业收入占比越高，农业从业对于家庭越重要，更有可能投资参加涉农学历教育。本文假设，家庭农业收入占比正向影响学历提升意愿。

(三)生产经营因素

本文考察的生产经营因素包括个人年均收入、参加合作社情况与职业农民类别。

收入决定着预算约束，对农民是否愿意“购买”培训有重要影响。大部分研究发现，家庭收入或个人收入越高，培训意愿和职业教育意愿越高。收入水平决定了经济承受能力，收入水平越高，越有能力参与教育投资。本文假设，个人年均收入正向影响学历提升意愿。王倩、[40]田兴国[41]等发现，参加合作社程度越深，农民农业技术培训的意愿越强烈。但翟黎明等[42]发现，是否参加农民专业合作社影响不显著。本文进一步探讨参加合作社情况对学历提升意愿的影响。新型职业农民可分为生产经营型、专业技能型、专业服务型三种类型。金胜男等[43—44]发现生产经营型职业农民与专业技能型职业农民参加培训意愿并不完全一致，本文进一步探讨职业农民类别对学历提升意愿的影响。

(四)教育培训因素

本文考察的教育培训因素包括涉农培训经历、培训费用。参加过培训一般表明有提升自身素质的动力，大部分研究发现培训经历对培训意愿有正向影响。本文假设，培训经历正向影响学历提升意愿。收益大于成本的预期是人们行为的基本出发点。培训费用为参加培训的直接成本，已有大部分研究发现，培训费用对培训意愿具有负向影响，培训费用越高，参加培训成本越高，培训意愿越低。能够承担的学费是从个人支出的角度间接反映教育费用，田兴国等[45]发现，愿意接受的培训费用与农民参与培训的意愿呈显著正相关。本文假设，能够承担的学费正向影响大学生农民学历提升意愿。

四、实证模型、样本情况及变量设定

(一)实证模型

本文将学历提升意愿分为愿意、不愿意两类，并建立二元logistic回归模型分析学历提升意愿的影响因素。“愿意”提升学历的概率为p，“不愿意”提升学历的概率为1-p，发生(愿意)概率与不发生(不愿意)概率之比p/(1-p)(发生比)经过非线性Logit转换，可构建如下分析模型：

式中，α为常数项，μ为随机扰动项，xi为自变量，βi为相应自变量的偏回归系数，表示该解释变量对因变量的作用方向和影响程度。

模型回归系数的解释为：将各自变量的偏回归系数β进行指数转换，得到Exp(β)，即在控制其他自变量的条件下，某一自变量单位变化导致因变量发生比的变化率，即比值比(Odds Ratio，OR)。Exp(β)>1表示随着自变量的增加，因变量发生的概率增加；Exp(β)<1表示随着自变量的增加，因变量发生的概率减小；Exp(β)=1表示自变量对因变量发生或不发生没有影响。

(二)样本情况

1.数据收集

组织部分中国农业科学院研究生担任志愿者，在2019年寒假期间开展“寻找新时代大学生农民”社会实践与问卷调查活动。同时编制活动说明，详细列出活动背景、活动内容、活动意义和要求，并对“大学生农民”做出明确界定。志愿者联系到符合要求的当地农户或本人熟悉的同学、朋友后，协助其完成调查问卷。为避免样本过于集中，每位志愿者最多可发放5份调查问卷，且来自同一单位的问卷不超过2份。共收回问卷206份，其中，有效问卷150份，有效率为72.8%。

2.样本特征

有效样本来自全国22个省级行政区，男性居多；年龄主要在30岁以下，整体较为年轻；学历以大学本科为主；年均收入接近正态分布；岗位类别覆盖了所有的新型农业经营主体类型，以农业企业居多；三类职业农民占比较为接近；工作主要涉及种植业领域、生产阶段。总体上来看，样本来源多样，组成结构与预期较为一致，具有较好的代表性(表1)。

表1 有效样本基本特征

(三)变量设定

1.因变量

学历提升需通过参加学历教育实现。大学生农民参加学历教育可分为两种情况：一是参加涉农学历教育，在岗提升个人农业从业能力；二是参加非农学历教育，为将来转行就业做准备。参加涉农学历教育与参加非农学历教育的影响因素并不相同，甚至相反。对农业有信心，从事农业收入尚可，希望扩大农业生产规模，可能会选择涉农学历教育；而对农业感到没有前途，目前从事农业收入偏低，可能会选择非农学历教育，另谋职业转行发展。

“新型职业农民学历提升工程”是为了提高职业农民队伍综合素质和学历水平，因此本文主要关注大学生农民的涉农学历教育意愿，将“学历提升意愿”界定为“参加涉农硕士学历教育意愿”(已具有硕士研究生学历的农民继续参加涉农硕士学历教育可获得双硕士学位，视为学历提升的一种特殊情况)，并通过“是否愿意参加学历教育”与“是否愿意攻读面向职业农民的硕士学位”两个问题测量。愿意参加学历教育且愿意攻读面向职业农民的硕士学位，表示“愿意”提升学历，赋值1；其他情况表示“不愿意”，赋值0。

2.自变量

本文因变量为二分类变量，根据“同级对等原则”，[46]回归模型中自变量为等级变量或分类变量效果较好。因此，在设计问卷时按照这一原则，将自变量尽可能设置为等级变量或分类变量，具体见表2。

表2 自变量赋值及描述性统计

3.量表说明

本文采用量表测量“农业认知”的三个变量。“农民”是一种职业、职业农民身份认证很有必要、农业科技在农业生产中有重要作用共3个题项反映农业从业观点变量；我了解“新型职业农民”及相关政策、我了解“乡村振兴战略”、我了解农业市场行情和信息、我了解农业技术共4个题项反映农业从业能力；我希望长期从事农业生产经营、我希望扩大农业生产经营规模以及我经常通过网络、电视、书、报等途径关注农业有关信息共3个题项反映农业从业态度。每个题项均采用里克特五级量表，用1到5依次对“很不符合”到“非常符合”赋值，农业认知水平依次提高。变量所含题项得分的平均值作为变量得分，为数值变量，得分越高，农业认知水平越高。农业认知总量表克隆巴赫α系数为0.805，信度较好；十个题项与总分的相关系数均在0.4以上，且在0.01的水平显著相关，内容效度可以接受。三个分量表α系数均在0.6以上，信度均可接受；分量表各题项得分与分量表总分的相关系数均在0.6以上，且在0.01的水平显著相关，内容效度均较高。

五、实证分析结果与讨论

(一)学历提升意愿

150份有效样本中，112人愿意参加涉农硕士学历教育，占比达74.7%，表明大学生农民对硕士学历教育的需求很强烈。胡文举等[47]发现，当农民学历达到本科及以上时，参加远程教育意愿明显下降，主要因为远程教育以本、专科层次为主。现有针对农民的学历教育主要为中专、大专层次的中高等职业教育，对于已经获得大专及以上学历的大学生农民而言，无法满足其学历教育需求。因此，开展针对大学生农民的硕士研究生学历教育十分必要。

(二)学历提升意愿影响因素

回归分析共设置了14个自变量，鉴于选取的自变量较多，先以容忍度和方差膨胀因子(VIF)对各自变量之间的多重共线性进行检验，容忍度最小值为0.611，方差膨胀因子最大值为1.638，表明各自变量之间不存在严重共线性。单自变量分析结果显示，14个自变量中，只有“性别”“年龄”“农业从业观点”“农业从业态度”以及“职业农民类别”这5个自变量显著性p值小于0.1(为防止一些有意义的自变量被剔除，一般单自变量分析时将检验水准设为p<0.1)，其余9个自变量显著性p值均大于0.1。

本研究运用SPSS22.0统计软件对样本数据进行Logistic回归分析，采取不同的方法建立4个模型。模型一采取输入法将全部14个自变量强制引入模型；模型二将全部14个自变量引入模型后，采取向后LR法(侧重引入模型联合作用较强的变量)将无意义变量删除；模型三采取向前LR法(侧重筛选对因变量较重要的变量)从14个自变量中逐步选择重要的自变量进入模型；模型四根据单自变量分析结果，采取输入法将单自变量分析有意义的5个自变量强制引入模型。四个模型表示的含义基本一致，此处仅列出模型一、二的回归分析结果(表3)。

表3 Logistic回归结果

四个模型显著性p值分别为0.012、0.000、0.001、0.002，均通过显著性检验，表明四个模型的拟合优度较好；调整后R2分别是0.267、0.202、0.179、0.193；准确预测率分别是76.7%、74.0%、74.0%、76.0%。模型一调整后R2最大，准确预测率最高，因此模型一效果最好。本文主要参考模型一的回归结果展开讨论。

1.个体因素

“性别”变量在10%水平上显著，系数为负，表明与女性相比，男性大学生农民愿意参加学历教育的概率更低(发生比是女性的0.373倍)，即女性比男性更愿意参加学历教育，与部分研究中[48—51]性别对培训意愿的影响方向相反。与培训相比，学历教育需要个人投入更多的时间、精力，对工作的影响更大。男性一般为家庭主要经济来源，为保障工作的稳定性可能会选择放弃参加学历教育，导致男性参加短期培训的意愿高于女性，而参加长期学历教育的意愿低于女性。

“年龄”变量在10%水平上显著，系数为负，表明大学生农民的年龄每提高一个等级，参加学历教育的发生比就减少为之前的0.665倍，参加概率降低，即大学生农民年龄越大，越不愿意参加学历教育，与大部分培训意愿研究结果一致，研究假设得到验证。

“农业从业态度”变量在5%水平上显著，系数为正，表明大学生农民对农业的关注与信心每提高一个单位，参加学历教育的发生比就增加为之前的2.476倍，参加概率提高，即大学生农民农业从业态度越积极，越愿意参加学历教育，与翟黎明、[52]陈娟、[53]刘芳[54]等人研究结果一致，研究假设得到验证。愿意参加学历教育的大学生农民，有更大可能长期从事农业生产并扩大农业生产规模，“离农”倾向相对较小。

2.家庭因素

“家庭人口数”变量在10%水平上显著，系数为正，表明大学生农民家庭人口数每增加1人，参加学历教育的发生比就增加为之前的1.487倍，参加概率提高，即大学生农民家庭人口数越多，越愿意参加学历教育，与吴良[55]等人研究结果一致，研究假设得到验证。

3.生产经营因素

“职业农民类别”变量在10%水平上显著。与专业服务型相比，生产经营型大学生农民愿意参加学历教育的概率更低(发生比是专业服务型大学生的0.350倍)，即专业服务型大学生农民参加学历教育意愿高于生产经营型大学生。专业技能型大学生农民参加学历教育意愿与专业服务型大学生没有显著差异，因此同样高于生产经营型大学生。

4.教育培训因素

“培训经历”变量在5%水平上显著，系数为正，表明与没有培训经历相比，有培训经历的大学生农民参加学历教育的概率更高(发生比是无培训经历大学生农民的2.749倍)，更愿意参加学历教育，研究假设得到验证。

六、结论与启示

本文通过构建二项Logistic回归模型，从个体因素、家庭因素、生产经营因素、教育培训因素四个方面分析了大学生农民参加涉农硕士学历教育的意愿及影响因素。研究发现，74.7%的大学生农民愿意参加涉农硕士学历教育提升学历，个体因素对大学生农民学历提升意愿影响较大，家庭因素、生产经营因素、教育培训因素总体影响较小。个体因素中，女性大学生农民比男性更愿意提升学历，年龄越小、农业从业态度越积极，学历提升意愿越高，学历、农业从业观点、农业从业能力影响不显著。家庭因素中只有家庭人口数正向影响学历提升意愿，家庭劳动力数、家庭农业收入占比影响不显著。生产经营因素中只有职业农民类别显著影响学历提升意愿，生产经营型大学生农民学历提升意愿低于专业技能型与专业服务型大学生，个人年均收入、是否参加合作社影响不显著。教育培训因素中，有培训经历的大学生农民参加学历教育的意愿更高，能够承担学费的多少对学历提升意愿影响不显著。

随着“百万高素质农民学历提升行动计划”的实施，5年后将新增100万大专学历的大学生农民，对更高层次学历教育的需求将进一步增大。人力资本的投资需要适度超前，提高教育体系对人力需求变化的及时反馈与调整适应能力，对于人力资本投资取得实效至为重要。[56]因此，需要提前谋划针对大学生农民的硕士研究生学历教育，促进职业农民学历教育的衔接，抬高职业农民学历教育的“天花板”。具体建议如下：

(一)强化面向大学生农民的专业学位硕士研究生教育

农业的科技化发展趋势、农村的城镇化趋势、农民的社会分化以及农民自身的全面发展，不仅要求农民职业教育在内涵与形式上更具多元化特征，而且要在层次上有所提升。[57]专业学位研究生教育是培养高层次应用型专门人才的主要途径，[58]为职业教育最高层次。[59]《现代职业教育体系建设规划(2014—2020年)》提出，系统构建从中职、专科、本科到专业学位研究生的培养体系。基于当前大学生农民学历以大专、本科为主的现实，为满足大学生农民对硕士学历教育的强烈需求，建议现阶段强化面向大学生农民的专业学位硕士研究生教育，按照现代职业教育体系建设规划的要求，将农民职业教育层次由目前的中高等职业教育(中专、大专学历)提升至专业学位研究生教育(研究生学历)。

(二)减免面向大学生农民的硕士研究生教育学费

硕士研究生教育不属于义务教育，基于“受益者付费”的原则，受教育者个人承担一定的学费是合理的。然而，农业教育具有极强的正外部性。首先，农业本身就具有较强的正外部性，主要表现为农业对其他产业的支持、对生态环境的保护以及农业对人文社会环境的促进作用。[60]其次，农业教育除了具有农业的正外部性外，还具有教育的正外部性，教育的举办和产出除了达到国家和个人的教育目的外，还会给其他社会团体和个人带来经济、非经济的影响，但教育却不能得到受影响社会团体和个人的直接补偿。[61]另一方面，当前我国农业从业收入相对较低，大学生农民教育投资能力有限。愿意提升学历的大学生农民年龄相对较小、家庭人口数相对较多，意味着从业时间短、积蓄少、生活负担更重。如果硕士研究生教育收费过高，将会剥夺大量收入低、能够承担学费少的大学生农民接受教育的机会。基于以上两点现实，结合2019年中央一号文件提出的农业农村优先发展总方针，建议减少或免除面向大学生农民的硕士研究生教育学费，确保大学生农民都有机会提升学历，加快推进服务乡村振兴的人才支撑。

(三)高校与科研院所通过开展学历教育扩大参与职业农民培育的途径

作为研究生教育主体的高校与科研院所，需主动对接大学生农民学历提升的需求，落实研究生教育“服务需求”的根本要求，通过开展面向大学生农民的学历教育，更加积极地参与到新型职业农民培育中来。培育新型职业农民是大学主动服务农业现代化建设的应有责任，也是发挥社会服务功能的重要途径，农业高校必须重视对现有农业人才的培育，如种养大户、家庭农场主、合作社带头人等生产经营型人才。[62]着力构建以涉农高校和科研院所为引领的职业农民培育基地。[63]近年来，在河南农业大学参加培训的农民积极与学校开展各类农业科技合作达200余次，转化、运用各类科技成果100余项，借助培训的契机，学员与学校建立了紧密、广泛的合作关系，促进了产学研结合。[64]面向大学生农民的硕士研究生教育，相比农民培训更能加深职业农民与母校(高校和科研院所)的情感联系，更加有利于促进职业农民与母校的科技合作，推动科技成果转化，提高农业领域产学研结合水平。