技能培訓對農村家庭非農收入的影響

摘"要：基于微觀農戶調查數據，探討技能培訓對農村家庭非農收入的影響。研究表明，技能培訓對樣本家庭非農收入有顯著的促進作用。女主人參與培訓對家庭的非農收入增長有顯著的正向影響，技能培訓對于非脫貧的、西北地區的樣本家庭也有顯著的正向影響。機制分析發現，技能培訓主要通過促進就近就業來提高家庭的非農收入。基于此，提出加強西部地區農民技能培訓、技能培訓要堅持重點突出原則以及進一步優化農民就近就業服務等三方面建議。

關鍵詞：技能培訓;農村家庭;非農收入;西部地區

中圖分類號：F325.27 """"""""文獻標志碼：A 文章編號：1009-9107（2025）02-0133-08

增加農民收入是“三農”工作的中心任務，而非農收入是農民收入的重要組成部分。人力資本投資是推動農民增收的重要渠道^［1-2］，多個中央一號文件從農民職業技能培訓、新型職業農民培育等不同角度提出加快建設鄉村人才隊伍的具體要求^［3］。當前，農村人力資本投資低水平、不平衡的狀況并沒有得到根本改變，要推動鄉村人才振興，仍要把人力資本投資放在首要位置^［4］，持續關注農民技能培訓問題非常重要且十分必要。一般認為，技能培訓與農民增收是正相關的，技能培訓對農戶收入的影響明顯高于教育等其他人力資本投資形式^［5-6］。但這種相關性是基于一定條件的，只有當人力資本水平跨越門檻值時，才能夠實現其減貧效應^［7］。培訓在改善農民收入方面并非總有成效，一些情況下，還可能出現相反的結論^［8］。本文基于2021年中國西部陜西、甘肅、云南、貴州4省7縣1 214戶農村家庭的調查數據，聚焦技能培訓與農村家庭非農收入的關系，實證檢驗技能培訓對農村家庭非農收入的影響及其內在機理，以期豐富人力資本投資的理論探討，為全面推進鄉村振興特別是加快鄉村人才建設提供實證證據。

一、理論基礎與研究假說

技能培訓是提高農民技能、提高就業、促進創業、拓展收入來源和推動鄉村振興的重要手段^［9］，但是“誰參與培訓”以及“對誰產生影響”具有異質性。精確瞄準特定群體、提供針對性培訓項目不僅能夠幫助農民更好地適應市場需求，實現自身價值提升和收入增長，而且能夠有效地縮小不同群體間的收入差距^［10］。本文綜合國內外人力資本投資的理論和實證研究，基于技能培訓對提高農村家庭非農收入的文獻回顧和特征梳理，提出相應研究假說。

（一）主體關系：技能培訓促進農村家庭的非農收入增加

培訓有助于促進人力資本積累，從而提高勞動者生產能力，進而在經濟收益上創造出更高的邊際回報^［9］，這是培訓促進收入增長的基本邏輯。已有研究表明，無論對于農民總收入、農業收入還是非農收入，技能培訓都有一定促進作用^［11-13］。盡管部分研究顯示培訓在農民增收方面所發揮的作用較小^［14］，但總體上看，技能培訓能夠有效增加農民知識儲備，進而增加家庭的非農收入。

隨著越來越多的農村女性參與到經濟活動中，女性的人力資本投資、非農就業與家庭收入的關系也得到相應的關注。已有研究表明，是否接受過專業技能培訓是影響農村女性勞動力非農就業的重要因素^［15］，受過培訓的女性更容易獲得非農就業機會，獲得更高的非農收入^［16］，同時脫貧戶女性非農就業也會顯著地提高其家庭人均純收入^［17］。盡管受傳統思維等多重因素影響，女性參與培訓的意愿弱于男性^［18］，但是總體上女性參與技能培訓有利于女性非農就業進而促進家庭非農收入的增加。

（二）效果差異：技能培訓促進非農收入增加具有家庭和區域特征

技能培訓的非農收入效應可能會受到家庭收入水平的影響。已有研究表明，技能培訓在不同收入水平的家庭間存在效果差異^［19］，相較于高收入家庭而言，培訓對提高低收入家庭的非農收入增長促進效果更明顯^［20］，培訓能夠改善中高收入群體間的收入差距^［10］。但是，脫貧家庭在人員素質、資源稟賦等方面整體落后于非脫貧家庭，雖然脫貧家庭在脫貧攻堅期得到重點幫扶，但綜合素質提升、造血能力增強并非一蹴而就。因此，脫貧家庭參與技能培訓的效果可能會受到成員素質不高等因素的影響^［21］。

不同區域的經濟社會發展水平，會影響人力資本積累，也會在一定程度上影響農民技能培訓的效果。西北、西南地區同屬西部地區，但西部地區內部的不平衡不充分問題開始突顯，近年來西南地區保持了高速增長的態勢，增長動力明顯強于西北地區，兩地區經濟社會發展水平展現出一定的分化趨勢^［22-23］。較高的經濟水平與良好的資源稟賦是西南地區人力資本積累的重要優勢，而教育資源的傾斜與醫療衛生水平的提升對西北地區的人力資本產生了較大的推進作用^［24］。一方面，經濟水平相對較好的西南地區可以為農民提供更多的培訓機會，從而有利于農村家庭的非農收入增長;另一方面，經濟水平相對落后的西北地區農民培訓提升空間大，培訓效果更容易顯現。

（三）路徑分析：技能培訓通過增加就近就業機會提升家庭非農收入

從理論上講，就近就業既能兼顧農業生產，又能充分運用培訓的知識創造更多的非農收入，同時還符合農民安土重遷的傳統習慣，是促進農民收入增長的重要勞動力轉移渠道。已有研究表明，培訓有助于提高農民的技能素質和就業能力，提高農民非農就業的質量，讓工作更穩定、工資更高以及工作地點離家更近^［25-26］;但也有學者指出，培訓雖然會提高農村家庭的非農收入，但是會降低農村家庭就近就業的可能性^［27］。但總的看，就近就業在培訓增收作用的中介效應更為明顯^［28］。

基于上述理論分析，提出3個假說。

假說1：技能培訓對農村家庭的非農收入增加有促進作用。假說2：女性參與技能培訓有利于農村家庭的非農收入的增加。假說3：培訓通過促進就近就業來實現農村家庭非農收入增加。

二、數據來源、模型設定及變量說明

（一）數據來源

本文使用的數據來自中國農業科學院農業信息研究所開展的《中國西部欠發達地區農戶生計與食物安全綜合調查》。該調查旨在跟蹤農村家庭的長期變化并監測農戶生計改善和糧食安全進展情況，已先后開展5輪。樣本縣從全國貧困縣名單中隨機選取，覆蓋陜西省的鎮安縣和洛南縣、甘肅省清水縣、云南省的武定縣和會澤縣、貴州省的盤縣和正安縣，共4省7縣。在每個選定的縣中，采用按比例的概率抽樣法（PPS）隨機抽取16或19個村莊，每個村莊隨機抽取12戶。

調查問卷主要采集農村住戶的人口特征、住房和生活條件、家庭資產、農業生產和銷售信息、家庭收支情況、食物消費情況、沖擊以及應對策略等。此外還開展了村莊調查，收集村莊人口特征、基礎設施和服務、市場準入、主要農作物、土地資源、村級投資項目等有關情況信息。基于研究特點及變量設置需要，本文選取該調研中最新的一輪數據（2021年實施）進行分析，涉及130個村莊的1 554戶，剔除關鍵變量信息缺失和異常的樣本，得到有效樣本1 214份。

（二）模型設定

采用經典的多元線性回歸模型考察培訓對農村家庭非農收入的影響，具體的方程如下所示：

y_i= β₀+ "β₁T_i+ β₂I_i+β₃H_i+β₄V_i+ε_i（1）

y_i是被解釋變量，即農村家庭非農收入的對數值。T_i是核心解釋變量，表示受訪家庭成員的培訓情況。I_i表示個體層面的控制變量，如戶主的性別、年齡、受教育年限和健康狀況。H_i表示家庭層面的控制變量，如家庭耕地面積、家庭資產、家庭人口規模和撫養系數。V_i表示村莊層面的控制變量，如村莊是否通班車、是否有市場、是否有農民合作組織。β₀、β₁、β₂、β₃、β₄是待估參數，ε_i是誤差項。β₁為正，可能意味著培訓對中介變量及最終變量產生正向影響。

（三）變量及說明

1.被解釋變量和核心解釋變量。本文以農村家庭的非農收入為被解釋變量，定義為在家家庭成員的工資性收入（包括零工收入和穩定工資收入）、家庭非農業經營收入（包括手工作坊、手工業收入和商貿收入）、轉移性收入（包括外出打工家庭成員的匯款和其他轉移性收入）的總和。為了方便計算，這里對被解釋變量進行對數轉換。核心解釋變量為二元變量，即農村家庭是否有成員參加過培訓，當家庭成員中至少有1人參加過培訓時，取值為1，否則取值為0。

2.中介變量。本文選擇就近就業、商貿經營、外出務工3個中介變量。就近就業根據在家家庭成員的工資性收入是否為零來進行判斷，如果工資性收入大于零，則家庭成員存在就近就業活動，如果工資性收入為零，則家庭成員不存在就近就業活動。商貿經營根據家庭的手工業或商貿收入是否為零來進行判斷，如果手工業或商貿收入大于零，則家庭成員存在商貿經營活動，如果手工業及商貿收入均為零，則家庭成員不存在商貿經營活動。外出務工根據家庭成員的外出務工時間和家庭的匯款收入是否同時滿足條件來進行判斷，如果家庭成員外出務工時間大于零且匯款收入非零，則家庭成員存在外出務工活動，如果家庭成員外出務工時間等于零或匯款收入等于零，則家庭成員不存在外出務工活動。

3.控制變量。本文的控制變量包含3個層面：個體層面、家庭層面和村莊層面。個體層面的戶主特征，主要包括戶主的性別、年齡、年齡的平方（除以100）、教育年限、健康狀況。家庭層面的人口和經濟特征，主要包括家庭人口規模、家庭的耕地面積、家庭資產、家庭的撫養系數。村莊層面的設施特征，主要包括村莊的交通條件、村莊的市場條件、村莊的組織條件。表1給出了各類變量的定義及描述性統計。

三、實證結果及分析

（一）基準回歸分析

本文采用經典的普通最小二乘法來檢驗參與培訓對農戶非農收入的影響，相關結果如表2所示。列（1）～（3）使用了逐步回歸的方法，其中列（1）包含了自變量和戶主特征，列（2）引入了家庭特征，列（3）引入了村莊特征。結果顯示，培訓的效果在5%水平上始終為正且顯著，從而驗證了假說1。為方便起見，列（3）是基準估計結果，培訓的系數值為0.170，意味著在其他變量不變的情況下，與未參加任何培訓的農村家庭相比，參加過培訓的家庭非農收入將平均高出約17%。總體而言，參加培訓對農村家庭非農收入的影響不容忽視。

控制變量方面，在個人特征中，戶主健康狀況在1%和5%水平上顯著對農村家庭非農收入產生負向影響，戶主的教育年限在1%水平上顯著對農村家庭非農收入產生正向影響，說明戶主身體越健康、受教育程度越高，他們的家庭非農收入可能越高。家庭特征中，家庭規模和家庭資產在1%水平上正向顯著影響農村家庭的非農收入，耕地面積在5%和10%水平上負向顯著影響農村家庭的非農收入，說明家庭規模越大、家庭資產越高、耕地面積越少，他們的家庭非農收入可能越高。在村莊特征中，村莊通班車在5%水平上正向顯著影響農村家庭的非農收入。

（二）內生性討論

1.工具變量法。培訓可能會對農村家庭的非農收入產生積極影響，但農村家庭的非農收入提高也可能會促進家庭成員更加積極地參與培訓，這反映出培訓和農村家庭非農收入之間可能存在雙向因果關系，從而帶來內生性問題。本文采用工具變量法來討論這一問題。關于工具變量的選擇，地理距離已被廣泛應用于各類研究中^{［21，29］}。這里，選擇受訪家庭到村委會的距離作為工具變量，當受訪家庭到村委會的距離小于2公里時，此變量設為1，否則設為0。一方面，村委會往往是村莊舉辦培訓的常用場所，受訪家庭離村委會的距離越短，越有可能參加培訓;另一方面，地理特征變量并不能直接作用于農村家庭的非農收入，從而保證了工具變量的外生性。本文采用二階段最小二乘法進行工具變量回歸估計，并對工具變量的有效性和結果穩健性進行了檢驗。根據表3中的內生性檢驗結果，模型存在一定的內生性問題，應當采取工具變量法進行模型校正。第一階段的結果顯示，工具變量對參加培訓有正向顯著的影響，說明受訪家庭離村委會的距離在2公里以內，參加培訓的可能性更高。檢驗的F統計量大于10，且F統計量的p值為0.000 1，根據經驗法則，則可拒絕“存在弱工具變量”的原假設，即工具變量滿足相關性條件，不存在弱工具變量的問題。第二階段的結果顯示，可識別檢驗Kleibergen-Paap rk LM統計量在1%的水平上顯著，工具變量滿足可識別性要求。回歸結果表明，在考慮聯立性問題情況下，參加培訓對農村家庭的非農收入的正向影響依然顯著。

2.傾向得分匹配法。農村家庭是否參加培訓可能取決于個人特征、家庭特征和村莊特征，而這些因素也會對非農收入產生影響。因此，需要注意自我選擇問題。本文采用傾向得分匹配法討論這一問題，相關結果如表4所示。結果顯示，采用一對一匹配方法得到的平均處理效果為0.136，在10%水平上顯著，這意味著對于那些沒參加培訓的農村家庭，參加過培訓的農村家庭的非農收入可能會高出13.6%。同時，得到的干預組平均處理效果為0.194，在10%水平上顯著，這意味著對于那些參加了培訓的農村家庭來說，如果他們不參加培訓，他們的非農業收入可能會比參加培訓低19.4%。總體來看，在考慮自我提高農村家庭非農收入也有積極的影響。

綜上所述，無論是使用工具變量法緩解由于雙向因果關系等內生性偏差，還是使用傾向得分匹配方法來緩解自我選擇等問題，參加培訓促進非農收入增加均具有一定的穩健性。

（三）異質性分析

1.重新定義自變量。根據培訓對象的性別特征進一步界定自變量，即按照家庭中的男主人或女主人參加過培訓分別進行回歸。表5的結果顯示，家庭中女主人參加培訓對非農收入的影響在10%水平上顯著，而男主人培訓的影響并不顯著，意味著參加培訓為女性參加經濟活動創造機會，從而有利于家庭非農收入的增加，這驗證了假說2。

2.分組回歸。根據家庭特征和區域特征進行分組。（1）按照農村家庭是否曾經登記生活在貧困線以下（原建檔立卡戶），將樣本分為脫貧和非脫貧家庭。（2）按照調查地區，將樣本分為西南地區（云南和貴州）和西北地區（陜西和甘肅），從而更為細致地考察參加培訓的影響是否存在組間異質性。表6顯示，參加培訓對脫貧家庭非農收入的影響不顯著，但對非脫貧家庭有正向影響，且在1%水平上顯著。一種可能的解釋是，脫貧農村家庭成員可能更容易受到健康、技能或思想觀念等方面的制約，影響對培訓內容的吸收和利用，從而削弱培訓的促進效果。

另外，參加培訓對非農收入的影響具有區域特征，表6的結果顯示，參加培訓對西北地區農村家庭的非農收入有正向影響，且在5%水平上顯著，但對西南地區農村家庭非農收入影響并不顯著。一種可能的解釋是，西北地區重視政府教育投入和基礎教育質量，從而推動人力資本積累，農民珍惜培訓機會，能更好地將培訓轉化為就業，從而增加非農收入。

（四）作用機制分析

本文采用中介效應模型考察參加培訓對農村家庭非農收入影響的作用機理。具體來說，檢驗參加培訓是否通過就近就業、商貿經營和外出務工對農村家庭的非農收入產生影響。表7顯示，參加培訓對增加就近就業有正向作用，且在1%水平上顯著，增加就近就業對提高農村家庭非農收入也有正向作用，且在1%水平上顯著。參加培訓通過增加就近就業對農村家庭非農收入產生影響的中介效應存在，同樣在1%水平上顯著，這表明參加培訓有可能通過促進就近就業來提高農村家庭的非農收入，因此驗證了假說3。中介效應占比為44.1%，反映出就近就業在參加培訓對農村家庭非農收入的影響中所占比重較高。參加培訓通過商貿經營活動或外出務工對農村家庭非農收入產生影響的間接效應系數不顯著，因此未發現這兩個作用路徑上的中介效應。

四、主要結論及建議

本文圍繞技能培訓對農村家庭的非農收入影響及內在機制開展研究，主要結論如下。第一，技能培訓對西部地區樣本家庭的非農收入增加有顯著的促進作用。實證結果表明，在其他變量不變的情況下，參加過培訓的家庭非農收入要高于未參加任何培訓的農村家庭。隨著女性越來越多地參與到經濟活動中，女主人參加技能培訓對其家庭非農收入也有顯著的正向影響。第二，家庭特征和區域特征都是技能培訓促進農村家庭非農收入增加的影響因素。在家庭特征方面，參加培訓對脫貧家庭非農收入的正向影響不顯著，但對非脫貧家庭有顯著的正向影響。在區域特征方面，參加培訓對西北地區農村家庭的非農收入有顯著的正向影響，但對西南地區農村家庭非農收入正向影響并不顯著。第三，機制分析表明，存在參加培訓通過促進就近就業影響農村家庭非農收入的中介效應，即培訓有可能通過促進就近就業來提高農村家庭的非農收入。

基于上述結論，提出如下政策建議。首先，要更加重視農民的技能培訓，增加培訓資金的投入力度，提升政策供給水平和政策層級，建立有效的農民培訓質量保障體系和監控保障機制，全面系統地加強西部地區農民技能培訓工作。其次，要重點突出、因勢利導、因地制宜地開展農民技能培訓，鼓勵更多女性參與到技能培訓中，增加女性的非農就業機會進而加大對家庭非農收入的貢獻。根據不同區域、不同收入水平的家庭實際，設計有針對性的培訓內容，更好地發揮培訓效能。最后，進一步優化當地農民就地就近就業的服務水平，提升就地就近就業相關保障，充分發揮培訓對農村家庭非農收入的提升效應。

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The Impact of Skill Training on Non-agricultural Income of Rural Households

——Evidence From 1 214 Households in 5 Counties of 4 Provinces in Western China

YANG Yunlong，NIE Fengying，GU Rui^*

（Institute of Agricultural Information，Chinese Academy of Agricultural Sciences，Beijing"100081，China）

Abstract：This article explores the impact of skills training on non-agricultural income of rural households based on survey data.Research has shown that skill training has a significant promoting effect on non-agricultural income of sample households. Further analysis shows that the participation of female household heads in training has a significant positive impact on the growth of non-agricultural income in the family，and skill training also has a significant positive impact on non-poverty families in the northwest China.Mechanism analysis found that skill training mainly increases the non-agricultural income of families by promoting peripheral employment.Based on this，three suggestions are proposed to carry out skills training for farmers in the western region，aiming to better enhance the targeted and effective training.

Keywords：skills training;rural households;non-agricultural income;western China

（責任編輯：楊峰）