新生代农民工高等教育回报率测算及比较研究——基于倾向得分匹配(PSM)的实证分析

苏 德 孔令达

[提要] 国家颁布一系列政策鼓励、支持新生代农民工接受高等教育对于提升其群体平均收入以及扩大中等收入群体具有深远意义。本研究以2018年和2020年中国家庭追踪调查(CFPS)数据为基础,运用倾向得分匹配(PSM)的反事实估计与拓展后的明瑟方程,探究高等教育促进新生代农民工增收的效度。结果表明,接受高等教育为新生代农民工所带来的收入回报率为42%～54%;目前,由于诸多因素,接受普通本科教育的新生代农民工收入回报率比接受高等职业教育(目前仅指高等职业专科)的新生代农民工平均高22%～28%。因此,鼓励新生代农民工接受高等教育是一项关乎共同富裕目标实现的重要工程之一,须优化制度设计,贯通其学历提升通道;深化产教协作,夯实其人才培养质量;改善其从学、就业环境,构建灵活有效的技术技能支持体系,推动形成“国家推动、社会欢迎、个人积极”的“新生代农民工上大学”热潮。

一、问题的提出

2010年初,中共中央、国务院《关于加大统筹城乡发展力度进一步夯实农业农村发展基础的若干意见》第一次使用了“新生代农民工”这一概念,特指1980年以后出生,在城镇经商或务工,但仍保留农村户籍的社会群体。与老一辈的农民工相比,新生代农民工呈现“四高、一低、一薄弱”的典型特征,即受教育程度高、职业期望值高、消费水平高、融城渴望度高;工作耐受力低;乡土情结淡薄[1]。国家统计局《2020年农民工监测调查报告》显示,新生代农民工约占全国农民工总量的49%,其中“80后”占54%,“90后”占43%,“00后”占3%。因学历限制,这一群体往往从事体力要求高、技能要求低、替代性强、福利待遇差的低层次行业,处于较低的经济收入水平,也较难融入城市生活[2]。

教育具有生产性功能和配置性功能[3]。在2022年两会议程中,“让农民工成为中等收入阶层”“让基层劳动者更有尊严、更有保障地工作和生活”呼声强烈,而提升新生代农民工的教育层次和技术水平是必由之路。有学者基于CHIP流动人口调查数据,运用非参数方法,得到随着受教育年限的增长,农民工收入回报率越为明显的分析结论[4]。尤其以人工智能、新型制造为特征的产业转型升级对新生代农民工就业结构产生了潜移默化的影响,有研究使用2011年和2016年国家卫生健康委员会中国流动人口动态监测调查(CMDS)数据,发现产业升级对农民工的就业产生着深刻影响。具体而言,技术水平的提升推动了接受高等教育的农民工就业层次上移,但导致接受中等教育的农民工就业向下流动,并降低了工作经验和社会关系在农民工就业流动中的积极作用[5]。有学者利用家庭住户调查(UHS)数据估计显示,1988年我国城镇的教育收益率为4.0%,到2001年这一数字提高了6.2个百分点,其中最突出的工资溢价主要发生在高技能劳动力身上[6]。还有学者在农民工群体中,再次证实了高等教育的“马太效应”,即高学历往往对高技能或高收入的农民工发挥更加显著的正向作用[7]。

为此,国家颁发了一系列政策鼓励、支持新生代农民工接受高等教育。2016年3月,教育部与全国总工会联合印发《农民工学历与能力提升行动计划——“求学圆梦行动”实施方案》,提出到2020年,在有学历提升需求且符合入学条件的农民工中,资助150万名农民工接受高等学历继续教育。同年,“求学圆梦行动”启动,至2020年,国家开放大学招收15万余名农民工;另外,教育部官方数据显示,在2019-2020两年间,高职院校分别扩招116.4万人和157.4万人,并将农民工单列计划以加大招生力度。2021年2月,国务院印发《关于加快推进乡村人才振兴的意见》,提出要“支持农民工群体就地就近接受高等职业教育”,旨在培育一批兼具质量与特色的农民工劳务输出品牌。新生代农民工成为这一系列政策红利的主要受惠者。那么,接受高等教育能为新生代农民工带来多少回报率?是普通本科教育还是高等职业教育能为新生代农民工带来更大收益?本研究基于2018年、2020年《中国家庭追踪调查(CFPS)》,计算新生代农民工接受高等教育的收入回报率(以下简称“高等教育回报率”),并对普通本科和高职教育回报率进行差异比较,以期为国家制定新生代农民工教育政策及合理配置教育资源提供有益参考。

二、数据和模型设定

(一)数据来源

研究数据来自中国家庭追踪调查(China Family Panel Studies,CFPS)(2018年和2020年版),调查样本覆盖了25个省、自治区、直辖市。本研究目的在于测量高等教育对新生代农民工收入的回报率,因而将研究样本限定为户籍在农村地区、年龄在17-42岁之间,并且在过去12个月从事非农生产劳动的成年群体,共收集7982个样本。

(二)新生代农民工教育回报率的测算模型——明瑟方程

美国学者明瑟(Mincer,J.)指出,“在人力资本中,教育与经验对收入的影响具有决定性作用,其他的人力资本因素视为次要变量或外生变量”[8],推导出收入决定的函数:

ln(w)=α0+α1Edu+α2Exp+α3Exp2+ΣαiX+u

(1)

在(1)式中,ln(w)为劳动者收入的对数,Sch为劳动者的受教育年限,Exp为工作经验,Exp2为工作经验的平方项,α1、α2、α3为自变量的相关系数。α1则为本研究关注的教育回报率,指新生代农民工多接受一年教育使其收入增加的百分比;X表示外生的协变量,包括性别、年龄、家庭规模、工作满意度、健康状况、地理位置等等,而其他一些不可测因素纳入残差项,并且满足E(|X|)=0。祁占勇教授(2021)对明瑟方程进行拓展[9],并引入断点与虚拟变量,得到估算实验组对应控制组的相对回报率的公式如(2)式,其中T表示前一阶段教育年限。

(2)

三、实证结果

(一)变量描述

1.自变量

本研究根据新生代农民工是否接受高等教育和接受不同类型的高等教育划分为处理组和控制组,所选的自变量为“接受高等教育选择”和“高等教育类型选择”,自变量均为二分变量。在倾向性得分匹配分析中,未接受高等教育的新生代农民工、接受普通本科教育的新生代农民工作为控制组,接受高等教育的新生代农民工、接受高等职业教育的新生代农民工作为处理组。另外,需特别说明高等职业教育包括高等职业专科教育和高等职业本科教育,但在2019年《国家职业教育改革实施方案》中才第一次明确提出、实施开展本科层次职业教育试点,目前还没有职业本科教育相关方面的官方统计数据。基于数据的不可获得,在以往相关研究中众多学者并未将职业本科教育纳入研究范围[10,11],因此,本研究也仅选取高等职业专科教育并等同高等职业教育展开深入研究。

2.因变量

本研究的因变量为新生代农民工个体总收入,采用CFPS调查问卷中“工作总收入”数据作为研究对象,并基于明瑟方程将因变量设置为新生代农民工个体总收入对数。

3.协变量

对于倾向匹配法中的协变量选择,既需要考虑到对因变量造成影响的变量,也需要将影响结果变量的混杂因素纳入匹配模型中,进而从整体上提升估计的精确度。根据以上原则,本研究中的协变量是指影响新生代农民工教育选择以及影响新生代农民工收入的变量,而且所选变量均为研究个体在接受处理之前就确定的变量。

鉴于类似的研究和经验,选择以下变量作为本研究的协变量。第一,性别。性别的差异会影响学习者对教育的选择[12],所以需要在研究中对性别进行控制。本研究中将性别作为一个虚拟变量(男性=1,女性=0)。第二,年龄。年龄选定17-42岁之间,不同年龄阶段的新生代农民工会对高等教育资源的需求程度有所差异。第三,家庭规模。家庭规模是指家庭成员人数,它会限制新生代农民工对教育资源的获取,进而影响新生代农民工的教育选择[13]。所以,本研究选取CFPS调查问卷中新生代农民工的“家庭成员人数”作为协变量,并纳入倾向性得分匹配分析。第四,工作满意度。工作满意度既可以作为衡量个人工作质量的综合性指标[14],反映不同教育状态下农民工对工作的总体评价,也能预测农民工的收入,为劳动力市场提供有效的信息。在CFPS调查问卷中,将工作满意度拟合为指数并从1-5赋值,分别表示受访者的工作满意度为非常不满意、不太满意、一般、比较满意、非常满意。第五,健康状况。个人健康状况会影响教育选择和收入变化[15],所以需要将其在研究中进行控制。这里选择CFPS中“健康状况”变量,将之拟合为指数并从1-5赋值,分别表示健康状况为不健康、一般、比较健康、很健康、非常健康。第六,地理位置。我国地域广阔且地区间差异较大,教育资源在东中西部省份的分布中存在较大差异,影响了学习者的教育选择。因此,需要将地理位置也纳入匹配分析中,根据CFPS调查问卷中统计的省属国标码,分别将地理位置设定为东部=1、中部=2、西部=3。

表1 变量说明

(二)农民工教育选择在主要变量上的差异分析

1.描述性统计

为了检验所选样本是否具备进行倾向性得分匹配的条件和必要性,本研究对样本进行了整体的概览,同时对所选样本做了描述性统计(见表2)。

表2 变量的描述性统计

特定因素对劳动力收入水平的影响存在异质性,大量研究成果对此进行了探索[16,17,18]。根据本研究描述性统计的结果得知,新生代农民工收入水平在性别、年龄、家庭规模、工作满意度、健康状况、地理位置等六个变量上存在显著差异。具体而言,在性别比例方面,未接受高等教育的男性比接受高等教育的男性占比高,2018年接受普通本科教育的男性比接受高等职业教育的男性占比高5.23%,而在2020年接受普通本科教育的男性比接受高等职业教育的男性低0.12%,这说明我国新生代农民工在高等教育类型选择上存在着显著的性别异质性,男性农民工逐渐倾向接受高等职业教育,而女性则逐渐倾向接受普通本科教育。在年龄方面,未接受高等教育的新生代农民工年龄均超过30岁,而接受高等教育的新生代农民工年龄均值在27.70-28.64之间。在家庭规模方面,相较于接受高等教育的新生代农民工与接受普通本科教育的新生代农民工,未接受高等教育的新生代农民工与接受高等职业教育的新生代农民工家庭结构更复杂。在工作满意度方面,接受高等教育的新生代农民工比未接受高等教育的新生代农民工工作满意度高5%～12%,说明接受高等教育有助于提升新生代农民工的工作满意度。在健康状况方面,2020年接受高等教育的新生代农民工比未接受高等教育的新生代农民工健康状况高7%,接受高等职业教育的新生代农民工比接受普通本科教育的新生代农民工健康状况高4%,显然接受高等教育和高等职业教育更能提高新生代农民工的健康水平。在地理位置方面,东部地区接受高等教育的新生代农民工占比高于中西部地区,说明接受高等教育的新生代农民工多集中在东部地区。根据上表中因变量的结果显示,接受高等教育的新生代农民工收入比未接受高等教育新生代农民工收入高37%;另外,虽然接受普通本科教育的新生代农民工收入是这一群体接受高等职业教育收入的1.35倍,但具体情况还需要进一步探讨。

2.倾向指数估计:Logit模型

根据本研究样本数据的特征,利用logit模型考察两组匹配中影响农村劳动力教育选择的因素,结果见表3。

表3 影响新生代农民工教育投资的因素(logit回归)

(三)投资教育对新生代农民工收入的影响:倾向性得分匹配检验PSM模型估计

倾向性得分匹配(Propensity Score)方法,即基于“反事实推断模型”,通过匹配再抽样比较实验组与控制组之间的差异效应,从而消除异质性问题与样本选择性偏差,更加客观地评价不同类型教育带来的影响差异[19]。为了确保平均处理效应估计结果的稳健性,本研究采用近邻匹配、半径(卡尺)匹配、非参数的核匹配三种匹配方法来估计接受高等教育和接受不同类型的高等教育的经济价值。

1.样本匹配效果检验:平衡性检验与共同支撑假设检验

研究使用半径匹配法进行分析,在运用倾向值匹配模型验证之前,需要对匹配是否满足两类假设进行验证,表4和表5分别表示匹配前、后的平衡性检验结果。

表4 匹配前的平衡性检验

表5 匹配后的平衡性检验

通过表5匹配后的平衡性检验结果可知,半径匹配后,每个协变量的标准化平均值差异均小于5%,甚至部分协变量的标准化平均值差异接近于0。从t检验来看,P值均大于0.05,说明实验结果接受原假设,各组匹配后的协变量都不存在显著性差异。

倾向指数拟合值的分布图是对共同支撑假设的检验(见图1),得知半径匹配后处理组与实验组之间呈现明显的覆盖和重合区域,组间有较大的共同取值范围,说明两组样本在各方面特征已经相当接近,匹配效果较好。

2018年接受高等教育和未接受高等教育选择——匹配前后核密度函数

2020年接受高等教育和未接受高等教育选择——匹配前后核密度函数

2018年高等职业教育和普通本科教育选择——匹配前后核密度函数

2020年高等职业教育和普通本科教育选择——匹配前后核密度函数 图1 匹配前后核密度函数

2.匹配结果与效应量

基于遴选出的协变量,依据倾向得分匹配模型对处理组与控制组进行匹配,并得出相应的倾向得分值。投资高等教育的相对回报可以由平均处理效应即ATT值获得。本研究以近邻匹配、半径匹配、核匹配三种倾向值匹配方法得出匹配结果,重复100次计算稳健标准误,结果见表6。

表6 倾向性得分匹配估计结果

表6的结果显示,对样本的自选择问题进行控制后,是否接受高等教育和接受不同类型的高等教育对新生代农民工的收入均存在显著的差异。第一,接受高等教育的收益总体高于未接受高等教育。模型的两组匹配结果显示,2018年接受高等教育的平均处理效应高于未接受高等教育0.31～0.42;2020年接受高等教育的平均处理效应高于未接受高等教育0.25～0.35。数据结果说明,接受高等教育有助于提升新生代农民工的收入,但是从2018年至2020年出现了下降的趋势。第二,投资高等职业教育对新生代农民工收入提高的作用低于投资普通本科教育。在控制了内生性因素后,2018年接受高等职业教育的新生代农民工收入比接受普通本科教育低0.18～0.22。2020年接受高等职业教育的新生代农民工收入比接受普通本科教育低0.20～0.27。可见,相较于接受普通本科教育,接受高等职业教育对新生代农民工收入的促进作用更小,因此还需要进一步发挥高等职业教育对新生代农民工收入的促进作用。

以上结果说明,接受高等教育对新生代农民工收入的提升具有一定作用,同时也仅讨论了接受高等职业教育和普通本科教育与经济回报之间的关系。事实上,当下新生代农民工的收入既与受教育程度相关,也受劳动力市场的影响。故而,本研究将倾向半径匹配模型得到的“倾向值得分值”以代理变量的形式纳入明瑟收益方程中加以进一步分析。

(四)新生代农民工教育回报率测算

为进一步考察我国劳动力市场特征下投资高等教育是否有助于增加新生代农民工收入,在上述研究的基础上,采用拓展后的明瑟方程来估计接受高等教育(相对于未接受高等教育)、接受高等职业教育(相对于接受普通本科教育)的相对回报率。由此,本研究进行了分位数回归,分别呈现接受高等教育和接受高等职业教育在10,25,50,75,90分位点上的相对回报率,旨在进一步呈现相对回报率在不同分位数上的差异性分布,回归结果见表7。

表7 相对回报率的估计

由表7可知,在控制内生性问题后,2018年和2020年新生代农民工接受高等教育的相对回报率分别是54%、42%,可以看出接受高等教育与未接受高等教育在收入上有显著差异,接受高等教育能够在很大程度上提升新生代农民工的收入,但是相比较两年的回报率,2020年相对回报率下降了12%。此外,在10、25、50、75、90分位点上,两年数据显示接受高等教育的相对回报率均呈现整体先升后降趋势,但是在90%分位点上又有所回升。2018年各分位点上的相对回报率分别为84%、62%、40%、38%、43%,2020年各分位点上的相对回报率分别为52%、51%、31%、31%、41%,说明相较于中等收入的新生代农民工,大部分低收入的新生代农民工接受高等教育后更有助于促进个人收入的提升,而对于极少数的高收入新生代农民工作用也很明显。

其次,2018年和2020年高等职业教育相对于普通本科教育的回报率分别是-22%、-28%。同时,2018年在10、25、50、75、90分位点上的相对回报率分别为-12%、-10%、-21%、-27%、-40%,高等职业教育的相对回报率呈现总体持续上升的趋势;2020年各分位点上的相对回报率分别为-45%、-30%、-29%、-29%、-37%,回报率保持“两端低、中间高”的分布趋势。可见,高等职业教育在不同分位点上的回报率均低于普通本科教育,特别是对于低收入和高收入的新生代农民工而言,目前高等职业教育带来的经济效益十分有限。

四、研究结论

依托CFPS的调查数据,本研究利用倾向得分匹配模型与拓展后的明瑟方程,聚焦于投资高等教育能否促进新生代农民工增收的问题,得出如下结论:

第一,投资高等教育对提升新生代农民工收入具有显著正向作用,并具有广泛的个体意义与社会价值。根据OLS回归模型结果分析,接受高等教育为新生代农民工所带来的收入回报率为42%～54%,说明高学历为新生代农民工带来更高的经济回报。事实上,无论从教育的物质回报和非物质回报分析,接受高等教育对提升新生代农民工个体发展发挥重要的促进作用。阿玛蒂亚·森(Amartya Sen)在《以自由看待发展》中指出,教育不仅可以产生外部经济效果,更为广泛意义地在于扩大人的实质性自由[20],具体包括生命、身体健康、感觉、归属、对自身环境的控制等等。根据研究结果,发现相较于未接受高等教育的新生代农民工,接受高等教育的新生代农民工其健康状况和工作满意度指数分别高出7%和12%。因此,对于“新生代农民工是否有必要接受高等教育”这一问题,决策者与研究者都应该树立一种恰当的发展观念。一方面,从新生代农民工个体自由的角度,判断投资高等教育能否提升其生活的幸福度[21],拓宽其职业生涯发展的广度与阈值;另一方面,从教育与社会结构关系的角度,支持新生代农民工接受高等教育是一项有效的社会治理举措。美国经济学家皮奥里(Piore)曾提出劳动力市场分割理论(Labor Market Segmentation,LMS),将劳动力市场分为主要劳动力市场和次要劳动力市场,受教育水平是影响劳动者能否进入主要劳动力市场的一个最主要因素[22],受教育程度越高,越容易进入主要劳动市场[23]。而新生代农民工这一弱势群体受学历等因素的限制,往往处于次级劳动力市场,工资低、工作环境和工作稳定性差,很难进入主要劳动力市场,而提高学历是帮助新生代农民工冲破二元分割市场禁锢的有效方式,故鼓励符合条件的新生代农民工接受高等教育是一个资源再分配和发展观转变的问题,高等教育促进社会公平的功能在此项举措中被彰显。

第二,接受普通本科教育的新生代农民工其收入回报率比接受高等职业教育的新生代农民工平均高22%～28%。究其原因发现,其一,普通本科办学质量目前普遍优于高等职业院校。以高等教育的经费投入和师资质量作为参照指标进行分析,在经费投入方面,虽然按照高等教育类型的不同办学标准,高等职业院校的办学经费应高于普通本科学校,但根据《中国教育经费统计年鉴》数据计算得出,2015-2019年普通本科生均教育经费支出分别是高等职业教育的1.63、1.67、1.68、1.73、1.79倍,高等职业院校的经费投入水平较低,是导致其教育质量普遍低于普通本科学校的主要原因;在师资队伍建设方面,高等职业院校的高级职称教师占比远低于普通本科学校,据《中国教育统计年鉴》最新数据,2019年普通本科学校的正高级职称教师分别占教职工总数11.27%,而高等职业教育的正高级职称教师仅占教职工总数3.52%,可见普通本科学校教师队伍总体水平高于高等职业院校。另外,随着国家政策红利持续释放,地方普通本科高校努力向应用型本科转型。在人才培养上,应用型高校聚焦国家重大战略需求和地方经济社会发展需要,以培养应用型技术技能人才为重要使命,调整优化学科专业,注重专业设置与产业链的衔接性,有效提升了应用型本科院校服务区域经济社会发展的能力,扩大了对新生代农民工的招生口径,为我国新型职业农民培养和新生代农民工专业能力的提升发挥了显著作用。其二,高等教育作为社会选拔人才的“筛选器”,使得企业主在筛选员工时往往会倾向于选择优质学历的人。一方面,依据于受教育年限的筛选。根据迈克尔·斯宾斯(Michael Spence)和罗伯特·索洛(Robert Merton Solow)提出的教育筛选理论可知,在雇主对求职者缺乏完全信息的前提下,受教育年限可以作为一种有效信号反映个体能力,帮助个体减少失业的风险,提高劳动力市场的雇佣效率[24]。由于普通本科教育年限目前大多高于高等职业教育年限,所以接受普通本科教育的新生代农民工在劳动力市场上更具优势,更容易获得好的工作机会和较高的收入。另一方面,依据于社会认可程度的筛选。虽然高等职业教育和普通本科教育属于两种不同的高等教育类型,但社会普遍存在对高等职业院校的偏见,将其视为“次等教育”,具体表现在文凭认可度低、就业机会少、职业薪酬不高等方面。高等职业教育在差异化竞争中难以获得与普通本科学历相同的社会地位和待遇,在劳动力市场竞争中,高职毕业生往往难以突破学历社会的樊笼,获得企业主的认可和选择。由此,为进一步适应国家经济改革和发展需要,助推全面乡村振兴,国家须进一步优化政策供给,实现高等职业院校与普通本科学校在资金投入方面的“同等待遇”,提升高等职业教育的结构和质量,推进高等职业教育本科试点建设,同时提升高等职业教育的社会认同度,增强高等职业教育对新生代农民工的吸引力,有效推动地方普通本科院校向应用型本科转型,从而提高劳动力市场的学历匹配度与岗位匹配值。

五、政策建议

在高质量发展目标的驱动下,经济转型、教育扩招与知识失业的机遇与风险并存,以管理和可迁移为主的高技能职业岗位和以人际服务和互动为中心的低技能职业需求均不断增加,技能溢价的提升愈发明显,即收入水平提升越发显著[25],但是市场对中等技能岗位需求大幅下降[26]。因此,无论是出于推动产业发展还是促进个人进步考虑,支持新生代农民工接受高等教育是帮助其彻底摆脱“辍学打工者”刻板印象[27],构建良好社会流动秩序、激发产业发展活力的有效手段,进而培育一批质量与特色兼具的新生代农民工劳务输出品牌。

第一,优化制度设计,贯通新生代农民工群体的学历提升通道。Thurow认为,劳动者通过加强教育投资,提高自身在劳动供给序列里的相对位置,获取优质且稀缺的工作从而提升其收入水平[28]。我国针对农民工开展的非学历型技能培训覆盖面已经较为广泛,但是技能水平层次明显较低,无法满足新生代农民工职业能力终身发展的诉求,故推动新生代农民工提升学历是应然和必然取向。具体而言,做好分类教育管理工作。根据新生代农民工的专业选择与实际需求分类、分级制定升学方案,构建应用型本科教育与普通高中教育、中等职业教育、专科层次高等职业教育的衔接机制,打通“中职/普通高中-高职专科-职业教育本科/应用型本科”的新生代农民工学历提升通道,深化高技术技能型人才培养改革,适当扩大招收中职、专科层次高职毕业生的比例,为新生代农民工接受更高层次教育提供多种学习和选择可能。例如,新生代农民工可以通过高等教育自学考试或者参加统一的全国成人自考等方式提升学历,同时还能以“互联网+”为主要渠道,充分利用国家开放大学和现代远程教育提供的优质资源,获得更高层次的文凭。目前,根据《2020年农民工监测调查报告》显示,从事第二、三产业的农民工比重分别为48.1%和51.5%,其中40岁以下的新生代农民工占49.4%,已经成为我国产业工人的主体,因此,为进一步适应产业发展需要,提升新生代农民工的学历层次和技术技能水平,应以高等职业教育为主要着力点,制定、完善高职扩招专项考试制度,允许各校根据自身实际情况灵活组织与专业相关的职业适应性测试或职业技能测试,同时搭建学历证书和职业技能等级证书互联机制。另外,由于劳动力市场中的职业结构裹挟着明显的学历符号,而非限制于不同技能水平的区分,这就导致高学历劳动者供给量大于高技能工作岗位的需求量。因此,要探索通过水平测试等方式进行学历教育学分认定,标准化认定、积累、转换学习成果,同时严格按照我国学历型教育的培养目标和要求管理教学全过程,严把教学质量关,将学历层次符号合理转化为技能水平信号。

第二,深化产教协作,夯实新生代农民工群体的人才培养质量。人才培养质量的夯实与人才诉求信息的及时流通是降低高学历新生代农民工陷入过度教育与职业错配双重风险的有效策略,需要产教学研的深度融合与协同运作作为支撑。其一,在人才培养管理制度和培养体制方面,要本着共建、共享的原则,打破传统单一人才培养主体向跨组织、跨系统多元主体管理转变;其二,在培养模式上,以产业为引领,政、校、企资源共享、责任共担、发展共管,按职业领域结构设计专门技能人才和专业技术技能人才衔接培养的专业目录,课程标准与职业标准对接,教学内容与生产工艺对接,考核评价与业绩评价对接;其三,搭建劳动力市场与教育系统沟通平台,培育一批供需匹配、运作规范的产教融合服务组织,及时编制发布产业结构动态调整报告、行业人才需求报告,减少劳动力市场中的信息不对称;其四,建立健全技术技能人才调查统计制度,通过统计报表和抽样调查相结合,及时准确获得技术技能人才相关信息,建立健全技术技能人才职业(岗位)需求预测、定期发布制度以及技能沟通与成果展示制度,引导技术技能人才的合理流动与信息交流。

第三,改善新生代农民工从学、就业环境,构建灵活有效的技术技能支持体系。鼓励新生代农民工积极接受高等教育,储备未来产业技术技能人才优质人力资本还要搭建相应技术支持体系。例如,德国通过报纸、电视、网络各种媒介,提高公众对技术技能人才的认可度,形成了尊重技术技能人才的社会风气,普通技工年薪可达到35000欧元,高水平的技术技能人才则是国家至宝,受到全社会的尊重。对于我国来说,首先应借助各类媒介手段,提高公众对技术技能人才认可度,如依托“技能中国”“世赛中国”微信公众号等新媒体,以及“技能中国行”“走基层、技校行”等线下主题活动,结合“工匠日”、世界青年技能日、高技能人才评选表彰、世界技能大赛等重点项目,选拔和宣传一批优秀高技能人才典型,使“劳动光荣、技能成长”的观念深入人心。其次,加快修订《中华人民共和国职业分类大典》,建立科学、规范的职业分类体系,编制技术技能人才国家职业技能标准,制定技术技能人才职业资格证书,为开展技术技能型人才评价以及福利发放等工作提供依据。通过提高技术技能人才社会地位、制定技术技能人才标准等手段,形成鼓励新生代农民工终身不断进步的良好氛围。