新生代农民工在职培训的工资效应，本文主要内容关键词为：新生代论文,农民工论文,效应论文,工资论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
[中图分类号]F304.8 [文献标识码]A [文章编号]1000-8306(2015)11-0129-12 当前中国经济发展进入新常态，农民工由于自身教育水平和技能的限制，在就业创业、收入增长与城市融入等方面面临诸多新挑战，迫切需要农民工提升自身人力资本以适应经济新常态。在职培训是个人积累人力资本的有效形式(Becker，1962)。[1]为此，国家出台了一系列农民工培训的支持政策，如《全国农民工培训规划》《国务院办公厅关于进一步做好农民工培训工作的指导意见》《国家新型城镇化规划(2014-2020)》等，这些政策提高了农民工的职前培训参与率。但农民工进入劳动力市场以后，一方面存在大量的非正规就业，缺乏基础的权益保障，难以获得在职培训的机会；另一方面，农民工流动性大，就业稳定性差，用人单位对农民工的在职培训投资动力不足，因此，在职培训往往是农民工的自我选择。与老一代农民工相比，新生代农民工受教育程度高，对职业规划、收入增长有更高的要求，自主意识以及融入城市意愿更为强烈，他们期望在不断的城市流动、职业变换以及必要的培训投资中选择能够匹配自己兴趣与禀赋的职业定位，从而获得较高的收入水平。工资收入是新生代农民工收入的主体，①新生代农民工参与在职培训能否显著提高其工资收入水平？在职培训对工资收入的影响程度如何？研究这些问题对于促进新生代农民工参与在职培训、提高新生代农民工市民化能力以及在职培训的政策设计均具有一定的应用价值。 一、文献综述 在职培训是一项重要的人力资本投资，它一方面提升在职者的人力资本存量，使在职者投资后获得更高工资收入的可能性增加；另一方面通过提升在职者的劳动生产率，间接增加企业产出和利润。研究表明，公司组织的在职培训具有正向的工资效应和产出效应，[2][3]Konings与Vanormelingen(2015)利用公司层面的面板数据，发现在职培训对产出的增长贡献大于对工资增长的贡献。[4]在职培训不仅可以提高企业生产效率，[5]而且能够降低性别差异引发的职业分化，Gr
nlund(2012)的研究发现，对女性劳动者的在职培训使职业分化的性别差异下降1/3。[6]不仅如此，在职培训对发展中国家的年青劳动力从事非正规就业非常关键，能够使年青劳动力获得较高报酬，而没有参加在职培训和职业教育的年青劳动力面临较差的工作机会。[7]Haelermans与Borghans(2012)的研究发现，每小时在职培训投资带来的平均工资增长(30%)大于每小时学校教育的回报(8%)。[8] 与国外研究不同的是，国内对在职培训的经验研究主要面向农民工群体，因为农民工是中国城镇化进程的特殊群体，在职培训不仅能够提高农民工的专业化人力资本，而且体现了社会对农民工的关心和尊重。那么，培训能否同样提高农民工工资收入？国内不乏对农民工人力资本回报问题的研究，把培训作为测度农民工人力资本回报率的一个控制变量，在明瑟工资方程的基础上加入培训虚拟变量。[9][10][11]研究发现，培训对农民工收入具有正向相关性，但由于样本选择的差异，农民工培训的估计系数与统计显著性并无一致结论。而对农民工培训的工资效应问题研究相对较少，受样本质量和研究方法的影响，主要有两种代表性观点。一是农民工培训对工资收入具有正向的统计显著性。王德文、蔡昉等(2008)利用2006年和2007年劳动和社会保障部关于农村外出务工人员就业的调查数据，研究发现，简单培训对农村迁移劳动力的工资收入作用不显著，而短期培训和正规培训的平均回报率为24.0%。[12]张世伟、武娜(2013)基于2007年吉林省进城务工人员调查数据，认为农民工接受职前培训和在职培训导致其收入分别提高18.38%和9.45%，既接受职前培训又接受在职培训导致其收入提高20.24%。[13]屈小博(2013)使用2011年国家统计局的农民工监测调查数据，发现接受过非农技能培训的农民工比未接受过技能培训的农民工月工资高136.8元，培训使农民工人力资本净收益提高8.24%。[14]二是农民工培训对工资收入的影响效应在统计上不显著。王广慧、张世伟(2009)基于2006年吉林省进城务工人员调查数据，发现接受在职培训的农民工比未接受在职培训的农民工月工资高59.68元，但在统计上不显著。[15]顾和军(2013)利用2005年CLHLS数据，采用PSM方法估计职业培训对中国农村劳动力工资收入的影响，结果表明参加培训对于个体工资收入的影响并不显著。[16]阮静仪、范良等(2015)利用2010年珠三角农民工调查数据，在工资方程中加入了职业培训与学历教育的交叉项以后，农民工培训的回归系数变成了显著为负。[17] 通过对上述文献的梳理，我们发现已有研究仍然存在一定局限性，有待进一步研究。其一，在研究内容上缺乏对新生代农民工在职培训的工资效应开展研究。针对农民工培训的收入效应已有部分研究，但农民工不再是均质的群体，存在显著的代际差异，在职培训对不同农民工群体的工资效应可能存在差异，新生代农民工在进入劳动力市场之前受教育程度较高，对收入、职业和社会地位有更高的期望值，因此，有必要研究新生代农民工参加在职培训的工资效应。其二，在调查数据方面，现有研究主要是选取2010年之前的农民工样本进行实证分析，对新生代农民工在职培训的近期样本研究付之阙如，不能客观反映新生代农民工参与在职培训的现状。其三，在研究方法上，就我们目前所知，已有研究多数采用了回归方法，可能导致样本选择偏差问题，此外，少数研究采用倾向得分匹配的估计方法，但计算匹配估计量时需要做出大量的主观设定，导致匹配后协变量的标准化偏差较大，估计结果不太准确。与已有研究不同的是，本文基于2014年海口新生代农民工的调查数据，采用马氏距离匹配以及偏差校正方法估计新生代农民工在职培训的工资效应，通过对处理组或控制组内部进行二次匹配，得到异方差稳健标准误，保证结论的稳健性。此外，本文通过Logit模型考察了新生代农民工在职培训参与率的影响因素。 二、理论基础和研究方法 在职培训分为普通培训和专业培训，劳动者参加普通培训所获得的技能近于通用性资产，参加专业培训所获得的技能近于专用性资产。由于劳动者自身作为技能依附的载体，具有天然保护其技能所有权的机制，能够实现培训技能剩余控制权与剩余索取权的匹配。Becker(1962)的研究表明，竞争性企业不会为劳动者提供普通培训的投资，因为在一个竞争性劳动力市场，劳动者工资始终等于边际产出，普通培训提高了劳动者的边际产出，但也等量提高了劳动者未来的实际工资。对于专业培训来说，培训所获得的技能具有专用性，即培训技能使用权只能服务于特定的用途和特定的对象，如果劳动者与企业没有达成长期的关系性契约，不论是企业或者劳动者，任何一方对专业培训的事前投资可能遭受损失。对于企业来说，只有从接受培训后仍不离职的劳动者那里获得的培训收益不低于培训成本时，企业才愿意与劳动者共同分担专业培训成本。对于包含两种内容的混合培训，企业分担比例与普通培训的构成负相关，与专业培训的构成正相关。根据Becker(1962)的在职培训投资理论，新生代农民工的流动性大，就业稳定性差、离职率高，企业对新生代农民工在职培训的投资动力不足。在这种情况下，参加在职培训是新生代农民工根据当期投入与预期收益做出的自我选择。 如果新生代农民工参加在职培训是外生的或随机决定的，并且培训带来的工资效应没有个体差异，那么采用如下模型估计：
由于本文使用的调查数据是对新生代农民工参加在职培训的事后评估，不能保证参加培训的样本是随机分布的，存在样本选择偏误问题，并且新生代农民工也存在个人能力的差异，能力较高的个体可能学习主动性较强、学习成本低，对在职培训的选择更为理性，更愿意参加在职培训，从而获得更高的工资收入；而能力较差的个体学习成本高，对再学习充满畏惧，不愿花费时间、精力和财力参加在职培训，导致工资收入可能更低，因此，参加在职培训与没有参加的样本之间可能存在无法观测的异质性问题。如果采用OLS回归，不能克服样本选择偏差与异质性问题，导致估计结果的非一致性。因此，本文通过匹配再抽样的方法使得观测数据尽可能接近随机实验数据，于是采用马氏距离匹配估计新生代农民工在职培训的工资效应。
对于大样本来说，采用倾向得分作为距离函数进行匹配是一种较为常见的方法，但采用probit、logit模型估计倾向得分时需要对协变量进行主观设定，而马氏距离匹配只需做少量的主观设定。在Abadie和Imbens(2004，2011)、[20][21]Imbens(2015)研究的基础上，[22]我们使用向量范数来定义马氏距离，即
综合(3)式、(4)式，新生代农民工参与培训的平均处理效应(ATT)以及未参与培训的平均处理效应(ATC)为：
三、数据来源与样本描述 (一)数据来源 本文所用数据来自于2014年1～2月和6～8月期间课题组在海南省海口市的调查，调查对象为新生代农民工，即1980年及以后出生以非农就业为主的农业户籍人口，包括具有农村户籍的大学毕业生。海口市是农民工输入地区，2014年年末常住人口220.07万人，户籍人口165.31万人，其中农民工45.2万人。在农民工密集的龙华、琼山与美兰区随机发放问卷500份，获得有效问卷404份，问卷有效回收率为80%。问卷的信度与效度检验显示：基于标准化的Cronbach’α系数为0.723，KMO检验系数值为0.61，表明问卷的信度与结构效度较高，可以进行统计分析。 (二)样本描述 考虑到新生代农民工自报的月工资收入可能存在一定的偏差，我们对极端异常值进行了处理。从调查样本的在职培训参与率来看，参加在职培训的新生代农民工为116人，参与率为28.71%，低于2014年全国新生代农民工非农职业技能培训参与率34%。③从调查样本的受教育程度来看，初中及以下文化程度的占38.37%，高中文化程度的占36.39%，大专及本科文化程度的25.25%，表明60%以上的新生代农民工具有高中及以上文化程度。分性别来看，男性225人，占样本总数的55.7%，其中，高中及以上文化程度接近70%，女性占样本总数的44.3%，其中，高中及以上文化程度占52.5%；从在职培训的参与率来看，男性为33.8%，女性为22.3%，存在一定程度的性别差异(参见表1)。
从新生代农民工工资收入来看，平均月工资为2312元，但不同文化程度的新生代农民工存在收入差异。其中，本科文化程度的农民工月平均工资为4483元，初中及以下文化程度的农民工工资为1270元，两者差距为3213元。从新生代农民工工资收入分布来看，文化程度越高、在职培训参与率越高，工资收入越高，农民工加班比例反而越低(见表2)。
从新生代农民工流动情况来看，跨区就业占样本总数的56.2%，跨区就业以男性为主，占60.4%。有趣的是，受教育程度越低的新生代农民工，越希望通过跨区就业寻找更多的经济机会，初中及以下的农民工占跨区就业样本的41%，而本科文化程度的农民工仅占8.8%。与本地就业的新生代农民工相比，跨区就业样本有76人参加在职培训，参与率为33.5%，而本地就业样本只有22.6%接受在职培训(见表3)。
(三)变量选择及描述性统计 根据Abadie和Imbens(2004，2011)、Imbens(2015)的研究，本文把参加在职培训的116个样本作为处理组、其余288个样本作为控制组，协变量选择外生的控制变量，包括新生代农民工的性别、教育水平、工作经验以及跨区就业等。表4报告了变量的名称、定义和描述性统计。
表4显示，处理组男性比例与跨区就业比例为66%，而控制组这一比例为52%；处理组平均教育年限与工作经验分别是13.74年、3.53年，而控制组为10.66年、3.45年。由此表明处理组与控制组的个体特征存在差异，不能直接使用OLS估计新生代农民工在职培训的工资效应。 四、实证分析 根据前文分析，本文采用马氏距离函数进行有放回且允许并列(ties)的近邻匹配。对于非精确匹配来说，一对四匹配在一般情况下可以最小化均方误差，更重要的是，由于非精确匹配存在偏差，需要进行偏差校正。此外，可以对处理组或控制组内部进行二次匹配，得到异方差稳健标准误。表5报告了不同权重矩阵下采用异方差稳健标准误以及偏差校正方法的估计结果。
方法4与方法5是以样本协方差矩阵的逆矩阵为权重矩阵进行马氏匹配的估计结果，方法4只使用异方差稳健标准误，方法5同时使用异方差稳健标准误以及偏差校正估计量，两种估计结果相差463.71元。方法2与方法3是以样本方差的对角矩阵之逆矩阵为权重矩阵进行匹配的估计结果，方法2只使用异方差稳健标准误，方法3同时使用异方差稳健标准误以及偏差校正估计量，两种估计结果相差510.63元。根据偏差最小的原则，本文采用方法5的估计结果，即参加在职培训使新生代农民工月工资收入提高496.91元，在1%的水平上具有统计显著性，相当于能使新生代农民工工资收入提高21.5%。此外，表5也给出了未采用任何匹配方法的平均处理效应(方法1)。 为便于比较，本文根据扩展的明瑟工资方程[前文式(1)]，采用OLS回归方法估计在职培训的工资效应。表6报告了OLS估计结果。
模型1与模型2是未加入在职培训变量的工资方程，其中，模型2采用分步回归。模型3与模型4是加入在职培训变量以及在职培训与教育水平交互项的工资方程，其中，模型4采用分步回归。结果表明：(1)未剔除样本选择偏差与异质性影响的在职培训对新生代农民工工资回报系数为46.1%，高于采用异方差稳健标准误以及偏差校正方法的马氏匹配估计结果。(2)在职培训对新生代农民工工资收入的贡献高于教育回报率(16.2%)。这一结论与部分农民工培训回报问题研究相同。(3)有趣的是，在职培训与教育水平的交互项系数为负，且在1%的水平上具有统计显著性。这一结果与屈小博(2013)、阮静仪和范良等(2015)的研究结论相反，可能原因在于目前农民工就业不需要较高的文化程度，对于新生代农民工来说，在基本文化程度已经具备的情况下，在职培训是工资水平的主要影响因素，而在职培训与学历提升都需要新生代农民工付出时间与财力投入，因此，增加教育程度可能对在职培训的工资收入产生一定程度的挤出效应。 进一步分析上述协变量对新生代农民工在职培训参与率的影响，由于新生代农民工参与在职培训是二值变量，本文采用Logit模型进行估计。表7报告了Logit回归的估计结果。
模型1到模型5给出了不同解释变量的回归结果，根据AUC和Pseudo-
值最大的原则，本文选择模型2作为基准模型加以解释。结果显示：(1)教育层次以及跨区就业对新生代农民工在职培训参与率具有显著的正向影响。(2)工作经验对新生代农民工在职培训参与率的影响为负，但不具有统计显著性。这种影响呈现“U”型，即到达一定水平后，工作经验对新生代农民工在职培训参与率的影响显著为正。可能原因在于，新生代农民工对在职培训的选择需要一段时间的工作历练和经验积累。(3)性别对新生代农民工在职培训参与率具有正向影响，但不显著。(4)教育层次与跨区就业的交互项、与工作经验的交互项对新生代农民工在职培训参与率的影响为负。可能原因在于，新生代农民工的经济和社会资源有限，在资源约束下新生代农民工实现跨区就业、积累工作经验或者提升教育层次存在资源拥挤效应，导致两者交互项对在职培训参与率产生负向影响。 五、结论及政策含义 本文基于2014年海口市新生代农民工的调查数据，从在职培训的自选择视角选择马氏距离匹配以及偏差校正方法，估计在职培训对新生代农民工的工资效应。在此基础上采用logit模型考察新生代农民工在职培训参与率的影响因素。研究发现：(1)在职培训比未参加在职培训的新生代农民工月工资高496.91元，使新生代农民工工资收入提高21.5%。(2)在职培训对新生代农民工工资收入的贡献高于教育回报率，但在职培训与教育水平的交互项对新生代农民工工资收入呈现负向效应。(3)新生代农民工在职培训参与率仅为28.71%，教育层次以及跨区就业对新生代农民工在职培训参与率具有显著的正向影响，工作经验对新生代农民工在职培训参与率的影响呈现“U”型，性别对新生代农民工在职培训参与率具有正向影响，但不显著。此外，教育层次与跨区就业的交互项、与工作经验的交互项对新生代农民工在职培训参与率的影响为负。 根据上述研究发现，本文得出如下政策启示：第一，出台针对新生代农民工群体的具体培训政策，加大对新生代农民工在职培训的政策支持力度，把在职培训作为促进新生代农民工稳定就业、收入增长和市民化的基础，作为企业提高劳动生产率和核心竞争力的人力保障，作为新常态背景下产业结构调整与升级的人力资本支撑，作为国民经济发展方式转变的质量源泉。第二，取消对农民工流动的一系列限制性与歧视性政策，譬如依附于户籍的教育歧视和培训歧视，赋予农民工同等的市民待遇。呼应新生代农民工的各种权利诉求，降低新生代农民工跨区流动的政策成本和社会成本，提高新生代农民工在职培训的自我参与率。第三，在重视新生代农民工基础教育的同时，重视对他们的在职培训。对于刚进入劳动力市场的新生代农民工来说，由于自身经济资源和社会资源有限、工作经验不足以及个人能力与信息的不对称分布，政府必须承担支持新生代农民工参加在职培训的责任。此外，考虑到新生代农民工在职培训的性别差异，对女性农民工在职培训给予适当的政策倾斜。第四，在新生代农民工在职培训的投资方面，形成政府补助、企业资助、社会援助和个人分担相结合的投资渠道，降低新生代农民工参加在职培训的经济成本。积极探索培训资金直补用人单位的办法，对用人单位开展新生代农民工在职培训给予政策和财政资金的支持。要制定培训服务供给质量标准，降低培训服务机构的准入门槛，引导培训服务机构围绕企业、新生代农民工就业和职业发展的实际需求开展培训服务竞争，进一步规范培训的形式和内容，提高培训质量和效果。 需要指出的是，本文只是对局部地区新生代农民工的调查，不足以管窥全国新生代农民工在职培训的全貌，需要进一步扩充样本范围和样本数量。此外，在职培训内容(普通培训和专业培训)、在职培训的投入时间与投入成本、在职培训的成本分摊等因素也会影响新生代农民工在职培训的选择，但这些因素没有在问卷设计中体现，需要在未来的研究中不断加以完善。 ①收入与工资是两个不同的概念，收入包括劳动收入(工资)和非劳动收入，非劳动收入主要有财产收入、分红、政府转移支付与失业救济等。少数研究把新生代农民工工资收入等同于收入，这是一种不准确的表述。
③非农职业技能培训参与率是职前培训和在职培训参与率之和，数据来源于《2014年全国农民工监测调查报告》，作者加以整理。
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