孟憲生,關(guān)鳳利,唐哲一

(1.東北師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院,吉林長春130024;2.復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海200433;3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海200439)

農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的決定因素及對(duì)收入影響的實(shí)證分析

孟憲生1,關(guān)鳳利2,唐哲一3

(1.東北師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院,吉林長春130024;2.復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海200433;3.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院,上海200439)

筆者利用在7個(gè)省市的調(diào)研數(shù)據(jù),利用離散選擇模型分析農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的影響因素;同時(shí),運(yùn)用平均處理效應(yīng)估計(jì)方法,考察參與就業(yè)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)民工收入水平的影響。分析結(jié)果說明,就業(yè)培訓(xùn)有助于提高農(nóng)民工在就業(yè)市場的競爭力,提高農(nóng)民工的收入水平。但這需要增加資金投入,加大宣傳力度,正確引導(dǎo)營利性培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的發(fā)展。

就業(yè)培訓(xùn);平均處理效應(yīng);配對(duì)估計(jì)

在樣本統(tǒng)計(jì)中,認(rèn)為就業(yè)培訓(xùn)對(duì)穩(wěn)定農(nóng)民工就業(yè)、增加工資收入沒有幫助者所占比例為56%。可見,很大一部分人對(duì)就業(yè)培訓(xùn)持否定意見,這可能是由于農(nóng)民工自身綜合素質(zhì)不高,大部分人在城市中主要從事簡單的體力勞動(dòng),同時(shí)由于宣傳力度不夠以及現(xiàn)有勞動(dòng)力就業(yè)培訓(xùn)市場的不規(guī)范、就業(yè)培訓(xùn)缺乏針對(duì)性和靈活性,使得一些農(nóng)民工培訓(xùn)項(xiàng)目進(jìn)展緩慢,很大一部分人不清楚培訓(xùn)是否會(huì)增加收入和增加就業(yè)機(jī)會(huì)。因此,研究農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的影響因素,考察哪些因素制約著農(nóng)民工參與培訓(xùn)的積極性,有著重大的現(xiàn)實(shí)意義。我們利用平均處理效應(yīng)考察參與就業(yè)培訓(xùn)與不參與就業(yè)培訓(xùn)的農(nóng)民工工資收入的差別,探討就業(yè)培訓(xùn)是否對(duì)改善農(nóng)民工的收入水平有積極作用,為就業(yè)培訓(xùn)計(jì)劃的實(shí)施提供理論支撐,這也是本文研究的主要目的。

二、基于離散選擇模型的農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)意愿的影響因素分析

我們把個(gè)人是否參加培訓(xùn)看做是一個(gè)二元選擇模型：

其中y是二元變量,參與就業(yè)培訓(xùn)則取1,不參加則取0。y＊i是潛在的不可觀測的變量,是個(gè)體參加與不參加培訓(xùn)的效用之差,xI是一些解釋變量,這里是影響農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的個(gè)人及家庭特征,包括性別、婚姻狀況、戶籍所在地、年齡、打工經(jīng)驗(yàn)、家中小孩個(gè)數(shù)、六歲以下小孩數(shù)量、農(nóng)民工對(duì)就業(yè)培訓(xùn)的主觀感受以及所受教育水平,β是待估計(jì)的參數(shù),εi是一個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),滿足 Eεi=0。在我們模型的估計(jì)中,我們考慮教育對(duì)參與就業(yè)培訓(xùn)的影響,我們?cè)O(shè)置了三個(gè)虛擬變量：

在模型1的估計(jì)結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn)：

1.性別的系數(shù)在1%的顯著性水平下,顯著為負(fù),這說明男性勞動(dòng)力較女性勞動(dòng)力更愿意參加培訓(xùn)。這是因?yàn)槟行砸嗟刎?fù)擔(dān)起維持家庭生計(jì)的責(zé)任,男性渴望通過培訓(xùn)提高他們?cè)趧趧?dòng)力市場的競爭力。同時(shí),女性要更多地從事家務(wù)勞動(dòng),可能沒有更多的時(shí)間和精力參加培訓(xùn)。

2.年齡的系數(shù)在1%的顯著性水平下,顯著為負(fù),這說明隨著年齡的增加,農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的意愿降低,表明年輕人更愿意參加就業(yè)培訓(xùn),這可能是因?yàn)槟贻p人對(duì)新事物接受能力更強(qiáng),同時(shí)年輕人更需要參與培訓(xùn)來積累人力資本。

3.戶籍所在地是否在調(diào)查地周邊的估計(jì)系數(shù)為負(fù),但統(tǒng)計(jì)上不顯著,這說明農(nóng)民工參與培訓(xùn)與否的決定,是不受戶籍所在地距離打工地點(diǎn)遠(yuǎn)近的影響的。

4.結(jié)婚虛擬變量的系數(shù)為負(fù),但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這不能說明結(jié)婚的勞動(dòng)力與未婚勞動(dòng)力參與就業(yè)培訓(xùn)的意愿有何差別,我們?cè)谀Ｐ?中對(duì)男女結(jié)婚者進(jìn)行了細(xì)分,單獨(dú)提取出女性結(jié)婚者對(duì)參與就業(yè)培訓(xùn)意愿的影響,我們會(huì)在后面解釋估計(jì)的結(jié)果。

5.工作經(jīng)驗(yàn)的系數(shù)在1%的顯著性水平下,顯著為負(fù),說明隨著農(nóng)民工工作經(jīng)驗(yàn)的不斷豐富,農(nóng)民工參加就業(yè)培訓(xùn)的意愿降低,這可能是由于培訓(xùn)對(duì)工作經(jīng)驗(yàn)豐富的勞動(dòng)者帶來的邊際收益相對(duì)更小。

6.家中有小于6歲小孩的變量的系數(shù)在5%的顯著性水平下,顯著為負(fù),這是因?yàn)榧抑行『⒌哪挲g很小,需要家長更多的照顧。而家中小孩個(gè)數(shù)變量的系數(shù)則不顯著,這可能是因?yàn)橐恍?歲以上小孩已經(jīng)到學(xué)校上學(xué),不再需要家長整天照顧。估計(jì)的結(jié)果中,如果不考慮家中小孩的年齡因素,孩子的數(shù)量對(duì)于家長是否參與就業(yè)培訓(xùn)的影響,統(tǒng)計(jì)上不顯著。

7.農(nóng)民工對(duì)就業(yè)培訓(xùn)的主觀看法的系數(shù)在1%的顯著性水平下,顯著為正,農(nóng)民工自己主觀認(rèn)為培訓(xùn)對(duì)實(shí)現(xiàn)就業(yè)、增加收入、改善生活水平有所幫助,參與就業(yè)培訓(xùn)的意愿的幾率越高。

8.受教育程度的虛擬變量中,只有高中學(xué)歷的變量在5%的顯著性水平下,是顯著為正的,其他的統(tǒng)計(jì)上均不顯著,農(nóng)民工自身的受教育程度與所從事的工作具有很大相關(guān)性,小學(xué)和初中學(xué)歷的農(nóng)民工在城市中主要從事簡單的體力勞動(dòng),對(duì)于培訓(xùn)的需求相對(duì)較低;而高中學(xué)歷者相對(duì)于低學(xué)歷者更傾向于參加培訓(xùn)來增強(qiáng)自己在就業(yè)市場的競爭力;大專以上學(xué)歷虛擬變量估計(jì)系數(shù)是正的,但統(tǒng)計(jì)上并不顯著,這可能是因?yàn)槲覀兊臉颖局?具有大專以上學(xué)歷的農(nóng)民工很少,只有66名,所占總樣本比例僅有5%,但從經(jīng)濟(jì)學(xué)意義上來說,高中及大專以上學(xué)歷的勞動(dòng)者更愿意參加就業(yè)培訓(xùn)。

在模型2的估計(jì)中我們發(fā)現(xiàn)結(jié)婚女性要用更多的時(shí)間做家務(wù)和照顧小孩,參加培訓(xùn)的時(shí)間就變少了,這就使得結(jié)婚女性更加不愿意參與就業(yè)培訓(xùn);同時(shí)發(fā)現(xiàn)家里有6歲以下小孩對(duì)男性農(nóng)民工參加就業(yè)培訓(xùn)沒有影響,主要對(duì)女性起作用。

三、基于平均處理效應(yīng)估計(jì)參與培訓(xùn)對(duì)農(nóng)民工收入的影響分析

平均處理效應(yīng)(A TE)最早的應(yīng)用是評(píng)估醫(yī)療效果。但是在經(jīng)濟(jì)學(xué)的應(yīng)用中,由于沒有試驗(yàn)數(shù)據(jù),增加了估計(jì)平均處理效應(yīng)的難度。因?yàn)閷?duì)于個(gè)體而言,我們只能觀察到他們受到處理后或者沒有受到處理時(shí)的結(jié)果,Yi1或者Yi0,兩者不能同時(shí)被觀察到。比如在本文中,勞動(dòng)者要么接受了培訓(xùn),要么沒有接受培訓(xùn)。另Di為是否受到處理的二元變量,如果受到處理則取1。那么培訓(xùn)的平均處理效應(yīng)應(yīng)為：

或者處理組的平均處理效應(yīng)(A TT)：

但是平均處理效應(yīng)估計(jì)是不可估計(jì)的。因?yàn)?2)中我們只能觀察到 Yi1或者 Yi0中的一個(gè)。我們所能得到的估計(jì)是兩個(gè)組之間的平均差別：

容易看出,如果 E(Yi0|DI=1)≠E(Yi0|Di=0)則(4)的估計(jì)不等于(3)的估計(jì)。不幸的是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的問題中,大多情況下,這個(gè)不等式都是滿足的。配對(duì)估計(jì)是最近應(yīng)用最為廣泛的針對(duì)平均處理效應(yīng)的計(jì)量方法。本文的研究用到了三種A TT配對(duì)估計(jì),分別是Abadie和 Im bens(2007),以及 Heckman,Ichimura和 Todd(1997,1998)[1][2]所提到的方法。

我們同時(shí)也使用兩種傾向分值配對(duì)(Propensity Score M atching——PSM)估計(jì)。分別是Dehejia和Wahba(1999,2002)的傾向分值區(qū)間配對(duì)估計(jì)(下面簡稱DW配對(duì))和 Heckman等(1997,1998)的核配對(duì)估計(jì)(Kernel matching)[3][4]。Heckman,Ichimura和 Todd(1997)提出的一個(gè)局部線性配對(duì)(LLR),也是基于非參數(shù)估計(jì)的方法。我們也把局部線性配對(duì)估計(jì)的結(jié)果列在表中。局部線性配對(duì)擁有一些非常好的特性,比如在邊界點(diǎn)附近有更快的收斂速度,并且更加穩(wěn)健(Fan,1992a)[5]。

表1給出了針對(duì)農(nóng)民工參與培訓(xùn)對(duì)收入影響的平均處理效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。

表1 平均處理效應(yīng)估計(jì)

在具體的估計(jì)中,A I估計(jì)的度量我們選取M ahalanobis度量,即令度量‖·‖V的權(quán)重矩陣V=S-1,S是自變量x的樣本方差協(xié)方差矩陣,并且我們選取的配對(duì)個(gè)數(shù)為4個(gè),變量 x我們選取了所有模型1中所有在0.05的置信水平下顯著的變量。DW配對(duì)估計(jì)中我們把傾向分值區(qū)間設(shè)置為5個(gè)。Kernel和LLR估計(jì)的核函數(shù)我們選用了正態(tài)分布(用 Epanechnikov核函數(shù)的結(jié)果很相近),窗寬選擇為0.06。在使用傾向分值估計(jì)PSM時(shí),我們使用Probit估計(jì)來計(jì)算傾向分值,變量x的選擇與A I配對(duì)相同。

表1報(bào)告了這四種配對(duì)的A TT估計(jì)的結(jié)果。其中LLR配對(duì)估計(jì)的系數(shù)為288.44,是所有四個(gè)估計(jì)中最高的,而A I配對(duì)估計(jì)是這四個(gè)估計(jì)中最小的,配對(duì)估計(jì)系數(shù)為280.06。Kernel估計(jì)、DW估計(jì)與局部線性估計(jì)LLR的結(jié)果相差不大,P值顯示這四個(gè)配對(duì)估計(jì)在0.01的置信水平下都是顯著的。這個(gè)結(jié)果表明,參加培訓(xùn)的人,平均會(huì)比其不參加培訓(xùn)每月多285元左右的工資,相對(duì)于樣本平均工資,就業(yè)培訓(xùn)的回報(bào)大約為22%左右,這是一個(gè)比較高的回報(bào)率,在經(jīng)濟(jì)意義上也是非常顯著的,農(nóng)民工參加就業(yè)培訓(xùn)不僅能夠增加自己的收入,而且能夠增強(qiáng)在就業(yè)市場的競爭力,就業(yè)培訓(xùn)對(duì)于穩(wěn)定就業(yè)、促進(jìn)農(nóng)民工增收有重要的意義。

四、結(jié) 論

通過我們分析的結(jié)果,可以看出就業(yè)培訓(xùn)有助于提高農(nóng)民工在就業(yè)市場的競爭力,提高農(nóng)民工的收入水平。同時(shí)也要注意,農(nóng)民工由于自身綜合素質(zhì)不高,勞動(dòng)力市場存在的歧視行為,企業(yè)培訓(xùn)中經(jīng)常把學(xué)歷低、年齡大的農(nóng)民工排除在培訓(xùn)市場之外,同時(shí)由于現(xiàn)有勞動(dòng)力就業(yè)培訓(xùn)市場的不規(guī)范、就業(yè)培訓(xùn)缺乏針對(duì)性和靈活性,培訓(xùn)信息的缺乏、農(nóng)民工沉重的生活壓力,使得一些農(nóng)民工培訓(xùn)項(xiàng)目工作進(jìn)展緩慢。為了促進(jìn)就業(yè)培訓(xùn)市場的發(fā)展,提升農(nóng)民工對(duì)培訓(xùn)的有效需求,需要加大培訓(xùn)資金的投入力度,發(fā)揮市場機(jī)制的作用,使資金能夠得到有效的利用[6];加大宣傳力度,提供培訓(xùn)信息與培訓(xùn)渠道;調(diào)動(dòng)用人單位提供培訓(xùn)的積極性,加強(qiáng)農(nóng)民工培訓(xùn)工作的督促和服務(wù);正確引導(dǎo)營利性培訓(xùn)機(jī)構(gòu)的發(fā)展。

[1]Heckman.James&Hidehiko.Ichimura&Petra.Todd.Matching As An Econometric Evaluation Estimator：Evidence from Evaluating a Job Training Program[J].Review of Economic Studies,1997,64：605-654.

[2]Heckman.James&Hidehiko.Ichimura&Jeffrey.Smith&Petra.Todd.Characterizing selection Bias Using Experimental Data[J].Econometrica,1998,66：1017-1098.

[3]Dehejia.Rajeev,Sadek.Wahba.Causal Effects in Noexperimental Studies：Reevaluating the Evaluation of Training Program s[J].Journal of the American Statistical A ssociation,1999,94：1053-1062.

[4]Dehejia.Rajeev,Sadek.Wahba.Propensity Score-Matching Methods fo r Nonexperimental Causal Studies[J].Review of Economic Studies,2002,84：151-161.

[5]Fan.J.Design Adap tive Nonparametric Regression[J].Journal of the American StatisticalAssociation,1992a,87：998-1004.

[6]關(guān)鳳利,等.城鄉(xiāng)統(tǒng)籌就業(yè)視角下的農(nóng)村公共投資問題與對(duì)策分析[J].東北師大學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版,2010(1)：28-33.

The Empirical Analysis on Determ inantsand Income Effects of the Rural M igrant Workers'Job-Train ing

M ENG Xian-sheng1,GUAN Feng-li2,TANG Zhe-yi3
(1.School of Marxism,Northeast Normal University,Changchun 130024,China;2.School of economics,Fudan University,Shanghai 200433,China;3.School of Economics,Shanghai University of Finance and Economics,Shanghai 200439,China)

We use the survey data of the ruralmigrantworkers in seven p rovinces to analyze the determinantsw hich could potentially affect individual's decision on participation of job-training p rogram s.We also analyze the income effects of the job-training p rogram s through the average treatment effect estimato r.

Job-Training;Average Treatment Effect;Matching Estimato r

D60

]A

1001-6201(2011)04-0052-04

一、抽樣調(diào)查樣本描述

為了分析農(nóng)民工參與就業(yè)培訓(xùn)的影響因素,以及就業(yè)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)民工收入的影響,2009年5月至7月,復(fù)旦大學(xué)就業(yè)與社會(huì)保障研究中心與國家哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目“市民化視角下的農(nóng)民工就業(yè)轉(zhuǎn)型問題研究”課題組成員聯(lián)合在江蘇、浙江、山東、遼寧、福建、廣東及上海7個(gè)省市面向打工的農(nóng)民工進(jìn)行了調(diào)研,本次調(diào)研采取隨機(jī)抽樣調(diào)查的方式,以問卷調(diào)查形式為主,調(diào)研共發(fā)放問卷1 500份,收回有效問卷1 276份,問卷內(nèi)容主要涉及農(nóng)民工基本情況、收入狀況、參與就業(yè)培訓(xùn)等方面。

2011-02-17

國家哲學(xué)社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目(08CSH016);教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(07JZD0023);吉林省教育科學(xué)“十一五”規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目(ZD08003);上海財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金(CXJJ-2008-326)

孟憲生(1970-),男,黑龍江海倫人,東北師范大學(xué)馬克思主義學(xué)院副教授,中國社會(huì)科學(xué)院博士后;關(guān)鳳利(1974-),女,河南淇縣人,復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士后;唐哲一(1982-),男,浙江舟山人,上海財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士。

[責(zé)任編輯：秦衛(wèi)波]

在我們調(diào)查的總體樣本中,其中有366人參加了培訓(xùn),大約占到了整個(gè)樣本的30%。參加問卷調(diào)查者最小為19歲,最大的51歲,工資最低者為500元,而最高為4 000元,總體樣本人均收入為1 335元左右,其中分樣本中上海市打工人員平均工資最高,平均收入為1 589元,浙江杭州市樣本平均工資為1 448元,廣東東莞市平均工資為1 327元,江蘇南京市樣本平均工資為1 278元,福建廈門市樣本平均工資為1 215元,山東青島市樣本平均工資為1 199元,遼寧大連市樣本平均工資為1 179元。教育年限平均為9年左右,樣本中具有小學(xué)及以下學(xué)歷為387人,約占所有樣本比例為30%,具有初中學(xué)歷人員為404人,約占所有樣本比例為31.66%,具有高中學(xué)歷為423人,約占所有樣本比例為33.15%,具有大專及以上學(xué)歷人員為66人,約占所有樣本比例為5.17%。平均工作經(jīng)驗(yàn)為8.8年,最短打工年限為1年,最長為25年。樣本中女性所占比例為40%,結(jié)婚者所占比例為51%。