田新朝

一、引言

“村改居”轉移勞動力就業(yè)是城中村改造與村改居的重要任務[1]。人力資本是影響勞動力非農就業(yè)的關鍵因素[2]。培訓經歷、文化程度等個人因素對農村轉移勞動力的市民化具有重要影響[3]。為實現非農化就業(yè)，需要增強“村改居”轉移勞動力的人力資本存量，并體現在市民化能力和職業(yè)能力兩個維度，以保障勞動力找到穩(wěn)定的工作、減少失業(yè)，提升適應現代產業(yè)發(fā)展所需要的技能、素質和城市生存能力[4]。市民化能力包括適應城市生活就業(yè)的文化知識、城市文化，以及法制與市場競爭觀念。職業(yè)能力指從事第二、第三產業(yè)就業(yè)崗位所需要的能力，包括職業(yè)行為規(guī)范，就業(yè)行業(yè)、崗位、職業(yè)的專業(yè)技能。家庭非勞動收入提高可顯著減少居民從事家務和工作的時間，改善居民的時間福利[5]。培訓為轉移勞動力提供生存與就業(yè)動力，提升金融資本、自然資本、社會資本、物化資本等生計資本的形成能力，但一些因素影響“村改居”轉移勞動力的培訓投資行為[6]。

已有研究發(fā)現，培訓投資受到政府、企業(yè)和農村轉移勞動力個人等多個主體的影響。從農村轉移勞動力投資主體出發(fā)，多數學者將人力資本投資不足的原因歸結于三大主體：政府、企業(yè)和轉移勞動力個人。農村轉移勞動力的人力資本投資行為是與非農化轉移就業(yè)相關聯的并用以解釋城鄉(xiāng)人口的轉移。由于城中村改造、“村改居”往往是在人力資本投資行為之前進行的，導致村改居轉移勞動力的投資動機和意愿不足。城中村村民個體方面，其主要經濟來源是村集體分紅、出租屋收入等非勞動收入。城中村改造中，許多居民家庭獲得較高的城中村改造征地補償以及房屋租金、集體分紅收入[7]。這種現金性收入可保障基本生活，弱化就業(yè)意愿，形成安于現狀的觀念，降低進入市場就業(yè)的動機，為“村改居”轉移勞動力提供失業(yè)保險功能[8]。盡管征地加速城市化但由此帶來的“失業(yè)貴族”問題、城中村“食租階層”問題，造成人力資本投資意愿不強和水平不高，拖累了城市化的發(fā)展[9]。政府方面的培訓專業(yè)設置、培訓體系設計以及對轉移勞動力的適宜情況會影響勞動力個體的培訓投資行為。有研究提出應探尋制約人力資本投資行為背后的制度性問題[10]。這些研究多側重就業(yè)的經驗性分析，缺少對問題背后勞動力自身行為決策的實證研究。城中村改造與“村改居”政策能否成功實施，很大程度上取決于城中村勞動力在非勞動收入影響下對人力資本投資參與的態(tài)度[11]。因此，本文基于城中村改造現實條件，分析轉移勞動力的培訓投資行為，探討非勞動收入對勞動力個體培訓投資行為的影響，為城中村改造補償、“村改居”勞動力轉移就業(yè)提供決策依據和理論參考。

二、研究方法

（一）理論假設

根據勞動經濟學理論，如果存在非勞動收入，勞動力就業(yè)的無差異曲線將會向右上方移動，導致勞動供給時間減少[12]。城中村改造補償與集體分紅等非勞動收入對“村改居”轉移勞動力就業(yè)產生負向作用[13]?；诖耍枚桳ogistic回歸分析方法，將單因素分析結果中具有統(tǒng)計學意義的相關因素作為解釋變量進行多因素條件分析，以是否進行培訓投資行為（T）作為被解釋變量（0-1變量），設定培訓實際選擇、培訓地點設置作為分類協(xié)變量，設置啞變量，其余自變量（Xi）作為影響因素。選擇強制法“ENTER”作為選擇變量，設定的Logistic回歸模型為：

設定如下前提：第一，“村改居”轉移勞動力可獲得收益包括非勞動收入和培訓投資兩部分，轉移勞動力如果選擇培訓投資就能夠提升自身能力，獲得就業(yè)收入，這種收益是確定性的，不存在投資風險，并且可以支配所能獲得的收益。第二，影響培訓投資行為的主要原因是自身的參與意愿，而投資所需要花費的成本并不構成投資的壓力。第三，總效用不變前提下，轉移勞動力對非勞動收入和培訓投資有不同偏好：非勞動收入偏好者，培訓投資偏好者，或者無偏好者。

通過理論和現實經驗分析，假設：非勞動收入對培訓投資產生替代效應；不同類型非勞動收入對培訓投資替代作用不同；政府政策、個體特征不同會影響非勞動收入對培訓投資的替代效應程度[14]。

（二）培訓投資COX生存理論模型

鑒于培訓投資行為的瞬時選擇結果與醫(yī)學死亡率具有類似的風險概率特征，使用COX生存計量模型，通過觀察“村改居”轉移勞動力的非勞動收入“身份代碼”“生存標簽”進入時間等，將每個“村改居”轉移勞動力的各個觀察點視為一系列生存過程，并在每個間隔觀察中使用最大似然法估計。設定生存方程：

式中：Te（t）為t時參加培訓投資的概率，h0（t）為培訓投資瞬時風險，b為新增非勞動收入，α1為新增非勞動收入對培訓投資風險的增加比例；Xi和βi包括上文所說的其他影響變量及其系數，如性別、婚姻狀況、基礎人力資本存量等。

生存方程的含義是生存概率由每一時刻瞬時停止培訓投資風險決定。瞬時停止培訓投資風險等于基礎停止培訓投資瞬時風險與其他各影響變量帶來風險之和。研究目的是要尋找使觀察數據發(fā)生的概率達到最大的α。大于0的系數表示該變量的增加會使停止培訓投資概率上升，即該模型理論所指向的更容易“死亡”。利用SPSS軟件，設定家庭人均集體分紅金額大于1500元為一組（對照組），該標準之下的一組為實驗組，通過比較均值法，進行配對樣本T檢驗，雙側檢驗值小于0.05，有顯著性差異。

（三）數據來源與變量選擇

本文使用的數據來自2014年對G市“村改居”轉移勞動力的入戶調查，調查對象是16～65歲勞動力，并盡量選擇戶主作為調查對象。選擇的變量分為三類，見表1。一是因變量，由于培訓是“村改居”轉移勞動力人力資本投資的主要形式，設定勞動力個體作為研究對象，選取個體培訓投資行為為因變量并細分為職業(yè)能力培訓投資、市民化能力培訓投資。二是解釋變量，包括非勞動收入變量和其他變量。非勞動收入變量分為有無獲得集體分紅收入、家庭集體分紅收入、家庭人均集體分紅收入和城中村改造補償滿意度。個體的培訓投資行為受到政府政策支持環(huán)境和個體既有人力資本情況的影響，因此選取政府免費培訓政策推行力度、對政府轉移培訓接受度等培訓設計變量，以及文化程度、是否擁有職業(yè)資格證書等人力資本存量變量[15]。從征地的補償形式看，幾乎所有的“村改居”轉移勞動力（98%）獲得了一次改造性現金補償，并且79%的勞動力獲得集體分紅，因此，本文重點考察集體分紅與城中村改造補償對培訓投資行為的影響。三是控制變量，包括性別、年齡、婚姻狀況等因素。利用Z標準化方法，對數據進行SPSS無量綱化方法處理，消除量綱和數量級的影響。

表1 變量定義

三、實證研究

（一）G市城中村統(tǒng)計描述特征

A村、B村“村改居”轉移勞動力的集體分紅占收入的主體部分，分別達70%、59%，見表2。但居民人均年收入較高的C村達到16220元/人，其集體分紅僅占當年收入的24%。人力資本結構方面，集體分紅占當年居民收入比例最高的A村，其勞動力學歷結構中小學及以下水平者在三個村改居中的比例最高，即人力資本存量結構最差。非勞動收入為“村改居”轉移勞動力資產積累提供了重要物質保障，但也造成人力資本積累能力的下降，形成“集體分紅依賴癥”。

表2 三個村轉移勞動力的收入與人力資本結構個案（2012年）

（二）培訓投資行為COX生存模型的初始判斷

COX模型使用人均集體分紅的對數。隨著家庭人均集體分紅金額的增多和城中村改造滿意度的上升，“村改居”轉移勞動力選擇職業(yè)能力培訓投資的“存活率”越來越小，即增加了不進行培訓投資行為的可能性。在家庭人均集體分紅為0時候，職業(yè)能力培訓投資的可能性在0.8～1之間。說明家庭人均集體分紅金額與職業(yè)能力培訓負相關。經過檢驗發(fā)現，雙側檢驗=0.043，符合要求。

市民化能力培訓投資分別與家庭人均集體分紅金額、城中村改造補償滿意度的生存函數分析中發(fā)現，二者具有與職業(yè)能力投資的類似規(guī)律，但是在變化特征上略有不同，變化幅度更大，生存率更低，達到0。說明改造補償滿意度、家庭人均集體分紅金額與市民化能力培訓投資顯著負相關。

圖1 村改居轉移勞動力培訓投資COX生存模型判斷

（三）職業(yè)能力培訓投資行為與影響因素

全部轉移勞動力的職業(yè)能力培訓投資行為的擬合結果中，有無集體分紅、家庭人均集體分紅金額、城中村改造補償滿意度、對政府轉移培訓接受度4個變量入選。Cox&Snell R2和調整后R2代替線性回歸中的R2，其值分別為0.450和0.605。根據模型擬合優(yōu)度檢驗（H-L）結果，卡方檢驗=8.049，P=0.429＞0.05，接受0假設，該模型能很好擬合數據，見表3。

對“已就業(yè)”轉移勞動力的職業(yè)能力培訓投資行為進行二元回歸處理，顯示有無集體分紅、家庭人均集體分紅金額、城中村改造補償滿意度等因素與職業(yè)能力培訓投資顯著負相關。根據模型擬合優(yōu)度檢驗（H-L），卡方檢驗=8.655，雙側檢驗=0.372。Cox & Snell R2等于0.432，調整后R2=0.597。

表3 村改居轉移勞動力職業(yè)能力培訓投資方程

表4 村改居轉移勞動力市民化能力培訓投資方程

無論就業(yè)者還是失業(yè)者，家庭人均集體分紅金額與“村改居”轉移勞動力培訓投資高度負相關。通過無量綱化標準化，當家庭人均集體分紅金額增加1個單位，培訓投資事件的發(fā)生比“Odds”的變化率下降1%，且失業(yè)者的變化率顯著高于就業(yè)者?！俺侵写甯脑煅a償滿意度”是弱化培訓投資的重要因素，對失業(yè)者更突出，但對已就業(yè)勞動力不明顯，可能就業(yè)者在就業(yè)決策前已經考慮過城中村改造政策的影響力度。如果加入“月工資收入”因素，對培訓投資并不構成突出影響。

（四）市民化能力培訓投資行為與影響因素

市民化能力投資主要與年齡、婚姻狀況、城中村改造補償滿意度、培訓時間長度、就業(yè)適應能力等高度負相關，而與政府免費培訓政策推行力度、對政府轉移培訓接受程度等因素高度正相關，見表4。年齡越大、已婚者、城中村改造補償較多、培訓時間越長、就業(yè)適應能力越強，其市民化能力培訓投資可能性越低。相反，政府職業(yè)培訓免費政策推行力度越大、自身對參加轉移培訓接受程度越強，市民化能力投資可能性越高。Cox&Snell R2和調整后R2的值分別為0.283和0.407，模型的擬合度相對較好。根據擬合優(yōu)度檢驗（H-L）結果，卡方檢驗=7.983，P=0.435＞0.05，接受0假設，模型很好擬合數據。

經二元回歸處理，年齡、城中村改造補償滿意度、培訓時間長度選擇、就業(yè)適應能力等與市民化能力投資高度負相關，而家庭人均集體分紅金額、對政府轉移培訓接受程度高度正相關。對失業(yè)者來說，家庭人均集體分紅金額會影響市民化融入度，這與職業(yè)能力培訓投資相反。參加就業(yè)意味著融入城市化的行為，促進“村改居”轉移勞動力就業(yè)是促動市民化能力提升的重要行為。因此，對已就業(yè)者的職業(yè)能力培訓投資行為不作分析。

四、結論與建議

“村改居”轉移勞動力的家庭人均集體分紅金額、城中村改造補償與培訓投資顯著負相關，產生替代效應；非勞動收入越高，勞動力的惰性和依賴性越高，越可能降低培訓投資的積極性；培訓投資與家庭全部集體分紅低度相關，這取決于家庭人口數量；政府免費培訓政策推行力度、對政府轉移培訓接受程度則與培訓投資高度正相關；并且同量的非勞動收入條件下，不同個體特征的培訓投資行為不同。

非勞動收入對培訓投資的替代效應使我們思考，城中村改造、村改居轉制中，應改變城中村改造補償、集體分紅的角色；確立村改居轉移勞動力人力資本重要地位的共識，推動城中村改造從單純“改造補償”“集體分紅”向“人力資本投資優(yōu)先”轉變。改進城中村改造經濟社會改革模式，改變重一次性現金補償、集體分紅的改造補償模式，除了以現金形式發(fā)放外，應增加長期人力資本延期支付補償，提高城中村居民的就業(yè)意愿，融入城市社會和市民化。要提升“村改居”轉移勞動力的培訓投資動力，改變原有的政府單一培訓投資主體政策設計，建立健全職業(yè)培訓體系，建立終身職業(yè)技能提升培訓制度，加強對培訓投資的識別和把握，創(chuàng)新導入以強化城鎮(zhèn)化意愿與培訓投資動機為目標的就業(yè)社會工作機制，促進村改居轉移勞動力的再社會化與市民化，實現從城市邊緣群體向城市“主人”轉變。