張 銳 劉俊霞

一、問題的提出

“農(nóng)民工”是中國經(jīng)濟社會轉型時期的特定人群，指有農(nóng)業(yè)戶口和承包土地，但身在城市從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)工作、以工資為主要收入來源的人員（艾君，2005）。農(nóng)民工是我國改革開放和工業(yè)化、城鎮(zhèn)化進程中涌現(xiàn)的新型產(chǎn)業(yè)工人。2017年農(nóng)民工總量達到28652 萬人，比上年增加481 萬人，增長1.7%（國家統(tǒng)計局，2018）?！稗r(nóng)民工是家庭的頂梁柱，也是國家的脊梁”（李克強，2016）。農(nóng)民工問題，不僅關系農(nóng)民工自身的生存和發(fā)展，還影響國民素質的提升、經(jīng)濟的發(fā)展和社會的穩(wěn)定。從農(nóng)民工個體的微觀層面而言，提高職業(yè)素養(yǎng)和技能水平，解決生存和發(fā)展問題的最主要途徑是農(nóng)民工培訓（王德文、蔡昉、張國慶，2008：1131-1148）。貝克爾認為人力資本投資的主要方式是教育和培訓（Becker G S, 1962:9-49），培訓的純收益率顯著高于教育的純收益率（崔玉平、吳穎，2017：42-50）。培訓可提高農(nóng)民工人力資本存量，提高其個人收入和社會地位，進城后受過培訓的農(nóng)民工月工資性收入要比未受過培訓的農(nóng)民工高13.11%（徐文婷、張廣勝，2011:60-61）。從國家和社會的宏觀視角來看，農(nóng)民工接受繼續(xù)教育或培訓，可以改善勞動力供給結構、提高勞動力市場運作效率、實現(xiàn)勞動力資源有效配置、降低失業(yè)率、改善民生和維護社會穩(wěn)定等。而且，加強教育、提高教育質量和改變落后的習慣，是減少貧困和提高中等收入者比重的根本出路，是避免陷入中等國家陷阱的戰(zhàn)略舉措，是實現(xiàn)社會和諧的重要內(nèi)容（劉鶴，2008：265-277）。

許多學者調研發(fā)現(xiàn)，目前我國農(nóng)民工人力資本存量低、從事工作技術含量低（楊定全，2009：92-94），就業(yè)技能缺失、技能結構不合理（呂莉敏、馬建富，2012：54-62），整體素質不高和工作效率較低，難以適應新時期、新階段的經(jīng)濟發(fā)展要求（朱珠、閏佳祺、賈建鋒，2017：372-377）。針對這一現(xiàn)狀，《國務院辦公廳關于做好農(nóng)民進城務工就業(yè)管理和服務工作的通知》（國辦發(fā)〔2003〕1 號）提出“加強農(nóng)民工教育培訓，提高農(nóng)民工職業(yè)能力”。這是新中國成立以來國家層面第一個關于農(nóng)民工的專門文件，成為指導農(nóng)民工教育培訓工作的指向標。此后，《2003—2010年全國農(nóng)民工培訓規(guī)劃》（國辦發(fā)〔2003〕79 號）、《關于進一步做好農(nóng)民工培訓工作的指導意見》（國辦發(fā)〔2010〕11 號）等一系列農(nóng)民工教育培訓政策先后出臺。2018年，《國務院關于推行終身職業(yè)技能培訓制度的意見》（國發(fā)〔2018〕11 號）提出：“建設知識型、技能型、創(chuàng)新型勞動者大軍”，“針對城鄉(xiāng)全體勞動者，推進基本職業(yè)技能培訓服務普惠性、均等化，注重服務終身”，強調“深入實施農(nóng)民工職業(yè)技能提升計劃‘春潮行動’”。政府的農(nóng)民工教育培訓政策雖然初衷很好，為農(nóng)民工提供了機會，但是在實施過程中卻是“剃頭挑子一頭熱”“農(nóng)民工叫好不叫座”，存在農(nóng)民工“無培可去”“有培不去”和“想培難去”的尷尬境況（曾閱林、王鵬，2012：20-22）。針對這種農(nóng)民工培訓意愿水平①參加培訓意愿水平用樣本中愿意參加培訓的農(nóng)民工數(shù)量占樣本總數(shù)的比例表示。較高而實際參與培訓率較低的現(xiàn)實情況，本文采用Meta 分析方法對農(nóng)民工培訓參與率和參與培訓意愿水平的差距及其調節(jié)變量進行分析，提出應對策略，對提高農(nóng)民工培訓意愿水平和參與率，提升農(nóng)民工素質和技能，促進社會和經(jīng)濟發(fā)展有一定現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述和研究假設

對于農(nóng)民工培訓，大多數(shù)文獻探討了農(nóng)民工職業(yè)培訓的意義、現(xiàn)狀和問題，并提出相應對策建議（許小青、柳建華，2005：93-95；宋月萍、張涵愛，2015：81-90；陳書偉，2015：18-24；何愛霞、劉雅婷，2017：79-87）；也有學者對農(nóng)民工培訓的相關主體地位、培訓模式和制度等進行了研究（梁栩凌、王春稍，2014：72-76；房風文，2014：16-20）；還有學者提出借鑒國外培訓經(jīng)驗實施國內(nèi)農(nóng)民工培訓（王秀麗、宋林、朱紅亮，2015：144-149；賈建鋒、閆佳祺、孫新波，2016：27-33）。這些研究大多是描述性分析，對經(jīng)驗的反復診釋，缺乏理論高度的深層次闡釋，也缺乏相關實證研究。在政策建議方面，已有文獻多集中于政策建議應用層面，以原則性建議為主，涉及具體可行性措施和實施辦法較少。另一方面，對于農(nóng)民工職業(yè)培訓需求與供給及其影響因素，也有少數(shù)學者關注并對此展開了實證研究，如丁煌等（2011：29-36）、琚向紅（2013：87-92）、朱珠等（2017：371-377）、齊小兵和候景娟（2017：65-69）等。這些實證研究成果為本文進行Meta 分析提供了文獻基礎，基于這些文獻，采用Meta 分析探討農(nóng)民工高培訓意愿水平與低參與率悖論的緣由，有助于制定有針對性的可行性措施和操作辦法，形成符合市場需求的職業(yè)培訓制度。

農(nóng)民工參加培訓的意愿很高，85.21%的農(nóng)民工“愿意參加培訓”，其中，新生代農(nóng)民工中有91.1%希望參加培訓（魏扣，2011）。然而，農(nóng)民工對培訓的需求與現(xiàn)實狀況都存在不同程度脫節(jié)，使培訓需求難以得到充分滿足，形成了培訓意愿水平高但參與率很低的悖論（謝傳會，2014：23-24）。往往出現(xiàn)自述偏好與現(xiàn)實選擇不一致的情況，存在雖有接受職業(yè)培訓的意愿但實際并不會參與的現(xiàn)象。文獻研究結果表明，農(nóng)民工參加培訓意愿水平和實際參與率呈現(xiàn)四種情況：一是參加培訓的意愿水平和實際參與率都比較高，如盧小君、張寧對大連市394 名農(nóng)民工培訓現(xiàn)狀調查發(fā)現(xiàn)，87.3%的農(nóng)民工表示愿意參加培訓，實際參加培訓的占 66.8%（盧小君、張寧，2017：35-40）；二是參加培訓的意愿水平不太高，而實際參與率更低，如黃牧乾等基于珠三角1236 位新生代農(nóng)民工的培訓調查發(fā)現(xiàn)，樣本中62.62%的農(nóng)民工有意愿參加培訓，而實際參與率僅為 35.03%（黃牧乾、葉海燕、吳輝劍、吳嘉浩，2017：70-74）；三是愿意參加培訓的比例較高，實際參與率不是特別低，如湖北工業(yè)大學調研組發(fā)現(xiàn)74%的農(nóng)民工愿意參加培訓，而參加過培訓的比例為45%（湖北工業(yè)大學農(nóng)民工就業(yè)培訓調研組，2015：97-99）；四是參加培訓的意愿水平特別高，而實際參與率特別低，如劉平青和姜長云對北京市豐臺區(qū)244 份農(nóng)民工樣本調查的結果顯示，有參加培訓意愿的農(nóng)民工高達98%，而實際參與率只有28.3%（劉平青、姜長云，2005：77-89）。 可以看出，以上四種情況中，實際參與率和參加培訓的意愿水平之間都存在一定差距。但對于二者之間差距大小，各研究觀點并不一致。前述第三種情形受到更多學者認可，因此，基于第三種情形提出研究假設：

H1：農(nóng)民工培訓實際參與率比農(nóng)民工參與培訓的意愿水平低30%。

三、研究方法與數(shù)據(jù)來源

（一）研究方法

Meta 分析將獨立定量研究加以統(tǒng)計和歸納，是定量綜述研究的統(tǒng)計學方法。它通過對多項研究合并研究，最大限度地減少相互獨立研究中的偏差，從而獲得個別研究不能獲得的普適性結論（哈里斯·庫珀，2010：6），在評價與歸納實證研究方面具有客觀性和科學性（張翼、樊耘、趙菁，2009：1-8）。Meta 分析與循證醫(yī)學的思想相契合，因而被廣泛應用于臨床實驗研究等醫(yī)學領域，在心理學領域也得到一定運用，個別學者采用這種分析方法來研究企業(yè)績效及其調節(jié)因素，而用以研究農(nóng)民工教育培訓方面的文獻依然空白。

本文將農(nóng)民工參加培訓的意愿水平作為控制組，將他們的實際參加培訓水平作為實驗組，進行Meta 分析。在Meta 分析中，使用風險差（Risk Difference, RD）作為效應量。風險差是控制組和實驗組所觀察到的風險差值，即RD=p1-p2。其中，p1為實驗組某事件發(fā)生例數(shù)與實驗組總人數(shù)比值；p2為控制組某事件發(fā)生例數(shù)與控制組總人數(shù)比值；RD 值可以直觀反映兩組事件發(fā)生概率的絕對差異。一方面，用以檢驗農(nóng)民工實際參加培訓水平和參加培訓意愿水平之間差異這一主效應；另一方面，通過Meta 回歸分析，探析文獻收據(jù)收集年份、研究對象地域差異和研究對象代際差異等因素對農(nóng)民工培訓實際參與率和參加培訓意愿水平之間差異的潛在調節(jié)作用，為理論研究者與實務管理者提供有益的參考。

（二）樣本和數(shù)據(jù)

1.檢索策略

在中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、維普數(shù)據(jù)庫、萬方數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀博碩士學位論文全文數(shù)據(jù)庫中，對2000—2018年期間發(fā)表文獻檢索篇名、關鍵詞、摘要或主題詞包含“農(nóng)民工”“培訓”“教育”“學習”的相關文獻；在ProQuest、Springer 英文數(shù)據(jù)庫、百度學術和Google 學術網(wǎng)站，以關鍵詞相應英文搜索對中國農(nóng)民工培訓進行研究的外文文獻；通過上述文獻的參考文獻進一步尋找相關文獻；從綜述性文獻中查找相應參考文獻，避免遺漏。

2.文獻納入和排除標準

納入標準：提供了農(nóng)民工參與培訓意愿水平和培訓實際參與水平的數(shù)據(jù)，具有參加培訓意愿的農(nóng)民工數(shù)量或比例以及具有實際參與培訓的農(nóng)民工數(shù)量或實際參與率，并加以對比研究。排除標準：報告數(shù)據(jù)缺失的文獻；樣本有重疊或交叉的文獻，沒進行對比研究的文獻，重復發(fā)表的文獻以及綜述性文獻。

3.文獻選擇和質量評價

為保證文獻質量，按照如下步驟進行文獻選擇：（1）根據(jù)文獻來源選擇。如果是期刊文獻，須是被納入中文核心期刊或者CSSCI 期刊發(fā)表的文獻；如果是碩博論文，則要求作者所在高校為“211”“985”或“雙一流”，否則排除；（2）根據(jù)文獻題目和摘要選擇。排除明顯與納入標準不符的文獻；（3）根據(jù)文獻內(nèi)容選擇。根據(jù)文獻內(nèi)容中信息量和數(shù)據(jù)完善程度進一步篩選，確定所選的文獻符合納入標準；（4）特殊文獻處理。對于內(nèi)容符合要求，但部分信息缺失或模糊的文獻，與作者聯(lián)系，獲得準確數(shù)據(jù)后決定取舍。文獻選擇之后，兩位研究人員從隨機方法是否正確、報告結果是否存在選擇性及是否具有可比性幾個方面獨立完成每篇文獻的質量評價。

本研究共搜索到853 篇相關文獻，依據(jù)標準篩選后，得到滿足研究要求的25 篇實證研究文獻，共27 組數(shù)據(jù)。這些文獻的調查對象主要是新生代農(nóng)民工，多分布在東部地區(qū)，共計14966 個農(nóng)民工樣本。

4.文獻信息提取

提取研究所需文獻信息：（1）基本信息：題目、研究人員姓名、發(fā)表年份等；（2）研究特征：研究地點、研究方案、研究對象特征、測量方法、干預措施等；（3）研究結果：參加培訓意愿的農(nóng)民工數(shù)量或比例以及具有實際參與培訓的農(nóng)民工數(shù)量或實際參與率。

四、農(nóng)民工培訓意愿水平和實際參與率的主效應分析

運用Stata 軟件進行數(shù)據(jù)分析。采用Q 值和P 值分析各研究間是否存在異質性，異質性大小采用I2 描述（Higgins J.P、Thompson S .G.、Deeks J.J., et al, 2003：557-560）。如果各研究間不存在異質性（P ≥0.10），使用固定效應模型加以合并分析；如果存在異質性（P＜0.10），則采用隨機效應模型進行合并分析。統(tǒng)計效應量采用區(qū)間估計和假設檢驗。區(qū)間估計均采用95% CI，假設檢驗采用u 檢驗，用Z值和P 值表示。

（一）異質性檢驗

運用Stata 計算農(nóng)民工培訓的意愿水平和實際參加培訓水平之間差異這一主效應，異質性檢驗結果見表1和圖1。檢驗結果表明，各研究間不具有同質性（P ＜0.10，I2 ＞50%）。因此，使用隨機效應模型計算合并效應量。

（二）隨機效應模型分析的結果

使用隨機效應模型進行合并分析的結果見表1。農(nóng)民工培訓實際參加率和參與培訓意愿水平的差異有統(tǒng)計學意義（Z=9.21，P ＜0.05）。合并效應量RD 值為-0.318，95%置信區(qū)間為（-0.385，-0.250），這表明相對于農(nóng)民工參與培訓的意愿水平，農(nóng)民工培訓實際參與率降低了31.8%。這和研究假設H1“農(nóng)民工培訓實際參與率比農(nóng)民工參與培訓的意愿水平減少30%”非常接近，意味著H1成立。

（三）敏感性分析

如果研究間存在異質性，且存在小樣本研究效應，可以分別采用固定效應模型和隨機效應模型進行Meta 分析并對所獲得結果加以比較，如果兩者相似，則小樣本研究對合并效應量的影響不大，Meta 分析的結論具有穩(wěn)健性（張?zhí)灬?、董圣杰、周支瑞?015：326）。敏感性分析的結果如表1和表2所示，固定效應模型計算的合并效應量RD 值（-0.386）及其 95%置信區(qū)間（-0.395，-0.376）與隨機效應模型分析結果（RD=-0.318）及其 95%置信區(qū)間（-0.385，-0.250）差別不大，結果方向也并未改變，表明合并分析的結果穩(wěn)定。

表1：農(nóng)民工培訓實際參與率和參與培訓意愿水平效應量Meta 分析結果（隨機效應模型）

作者及年份 風險差（RD）95%置信區(qū)間 權重（%）下限 上限周小剛 (2014) -0.324 -0.361 -0.287 3.80許純蕖 (2014) -0.483 -0.519 -0.447 3.81曹金華 (2014) -0.213 -0.288 -0.138 3.67王利梅 (2015) -0.437 -0.468 -0.405 3.81韓偉靜 (2016) -0.347 -0.382 -0.312 3.81周彥兵 (2016) -0.682 -0.705 -0.659 3.83唐鋒 (2016) -0.250 -0.351 -0.149 3.54趙琳 (2017) -0.408 -0.472 -0.344 3.72 D+L pooled RD -0.318 -0.385 -0.250 100.00 x2= 1389.58 p = 0.000 I2=98.1% Tau2=0.0309 z=9.21

圖1：農(nóng)民工培訓實際參與率和參與培訓意愿水平效應量森林圖（隨機效應模型）

表2：農(nóng)民工培訓實際參與率和參與培訓意愿水平效應量Meta 分析結果（固定效應模型）

五、農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平差距的調節(jié)效應分析

（一）調節(jié)變量及研究假設

合并分析結果表明，有31.8%愿意參加培訓的農(nóng)民工實際上并沒有參加培訓，這種培訓實際參與率和參與意愿水平的差距受到某些潛在調節(jié)變量的影響。Arthur 等認為潛在調節(jié)變量是Meta 分析中包括的、能解釋或有助于解釋更多方差變異的任何變量（Arthur W.、Bennett W.、Huffcutta I.，2001：19）。調節(jié)變量依據(jù)理論分析和對方差變異的解釋能力確定。潛在調節(jié)變量一般分為兩類：（1）測量因素，如樣本量的大小、測量農(nóng)民工培訓意愿水平的量表特征等；（2）情景因素，如農(nóng)民工的特征、文獻數(shù)據(jù)收集年份和培訓的特征等（林楓、徐金發(fā)、潘奇，2011：74-83）。對相關文獻加以梳理總結出以下的潛在調節(jié)變量：（1）測量因素：樣本量的大小、統(tǒng)計基數(shù)等；（2）情景因素：文獻數(shù)據(jù)收集年份、農(nóng)民工的代際差異、農(nóng)民工地域差異、“沒時間”、“費用高”、“內(nèi)容不實用”、“缺乏信息”、“培訓不規(guī)范”、“沒有想?yún)⒓拥呐嘤杻?nèi)容”、“周圍同事沒參加”、“耽擱工作”、“自己文化基礎差” 等變量。

圖2：農(nóng)民工培訓實際參與率和參與培訓意愿水平效應量森林圖（固定效應模型）

1.測量因素

樣本量的大小對估計結果的精度和穩(wěn)定性可能產(chǎn)生一定影響。此外，在阻礙農(nóng)民工參與農(nóng)民工培訓因素的測量中，部分文獻以未參與培訓的農(nóng)民工樣本為調查對象并以此為基數(shù)得到統(tǒng)計結果，而其他文獻則以所有農(nóng)民工樣本作為調查對象并得到統(tǒng)計結果，因此統(tǒng)計基數(shù)存在差異。這些樣本量的不同和統(tǒng)計基數(shù)差異可能使得各研究間存在一定異質性。因此，提出以下假設：

H2：樣本量對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用；

H3：統(tǒng)計基數(shù)對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用。

2.情景因素

（1）文獻數(shù)據(jù)收集年份

數(shù)據(jù)收集的年份能夠反映出農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的時間序列發(fā)展規(guī)律，而且還可以體現(xiàn)出變化的外部環(huán)境形成的農(nóng)民工培訓參與意愿和實際參與率的推力或阻力因素。例如，改革開放以來的農(nóng)民工教育培訓政策經(jīng)歷了服務鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展、服務城市社會發(fā)展和服務城鄉(xiāng)社會轉型發(fā)展三個階段的發(fā)展，農(nóng)民工培訓政策得到不斷推進和完善（張勝軍，2012：22-26），各級政府逐漸重視農(nóng)民工教育培訓，開展農(nóng)民工職業(yè)技能和素質提升的培訓，并取得了一定成就。在這些因素影響下，農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距是不是也在逐年降低？因此，提出以下假設：

H4：文獻數(shù)據(jù)收集年份對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用。

（2）農(nóng)民工代際差異

職業(yè)培訓中，新生代農(nóng)民工比第一代農(nóng)民工有更強烈的參加意愿和更高的培訓成本支付意愿（謝勇、黃承貴，2011：30-33）。農(nóng)民工參加職業(yè)培訓意愿的影響因素方面，第一代農(nóng)民工具有較強的同質性，而新生代農(nóng)民工群體內(nèi)部的差異很大，異質性較強。然而，相關因素對農(nóng)民工職業(yè)培訓意愿的影響方向及其顯著性方面，新生代農(nóng)民工和全體農(nóng)民工之間表現(xiàn)出高度的相似性（謝勇、李珣，2014：8-12）。鑒于這些研究結論的差異，提出以下假設：

H5：農(nóng)民工的代際差異對培訓實際參與率和參與意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用。

（3）農(nóng)民工地域差異

不同地域的農(nóng)民工在農(nóng)民工培訓意愿水平和實際參與率方面是否存在差異？劉平青、姜長云分別對北京市豐臺以及浙江寧波奉化等地區(qū)進行研究結果顯示，在參加農(nóng)民工培訓意愿方面，北京與寧波愿意參加培訓的農(nóng)民工比例分別為98%和94.6%，差異不大；然而，就培訓實際參與率而言，北京與寧波分別為28.3%和66.1%，存在很大差異（劉平青、姜長云，2005：77-89）。這表明，不同地域的農(nóng)民工在培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距方面存在差異。因此，提出以下假設：

H6：農(nóng)民工的地域差異對培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用。

（4）“沒時間”等制約因素

盡管接受教育培訓是大多數(shù)農(nóng)民工的愿望，但其實際參與率并不高。對于農(nóng)民工沒有參加培訓的影響因素或者不參加培訓的原因，各學者調查結果不盡相同，但大多實證研究的結果比較一致，認為主要影響因素在于“沒時間”“費用高”“內(nèi)容不實用”。如黃瑞玲等調查發(fā)現(xiàn)，培訓費用、培訓時間、培訓內(nèi)容、文化基礎、培訓班不規(guī)范等因素不同程度地影響農(nóng)民工參加培訓的積極性。其中培訓費用、培訓時間、培訓內(nèi)容列前三位，是農(nóng)民工參加培訓的主要制約因素（黃瑞玲、李南、王碗，2011：67-72）。根據(jù)所收集的27 組數(shù)據(jù)整理，農(nóng)民工參加培訓的制約因素主要有“沒時間”“費用高”“內(nèi)容不實用”“缺乏信息”“培訓不規(guī)范”“沒有想?yún)⒓拥呐嘤杻?nèi)容”“周圍同事沒參加”“耽擱工作”“自己文化基礎差”。因此，提出以下假設：

H7：“沒時間”等制約因素對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距具有顯著的調節(jié)作用。

（二）調節(jié)效應的檢驗結果

根據(jù)所研究的27 組文獻數(shù)據(jù)存在的調節(jié)變量進行編碼。以效應指標優(yōu)勢比（Odds Ratio，OR）為因變量，采用限制性最大似然法（REML法），建立協(xié)變量對OR 值的meta 回歸模型。其中，OR值為實驗組的比值與控制組比值之比，即2014年，國家進一步加大了農(nóng)民工培訓工作，國務院出臺了《關于進一步做好為農(nóng)民工服務工作意見》，并由人力資源和社會保障部出臺了具體的《農(nóng)民工職業(yè)技能提升計劃——“春潮行動”實施方案》，因此文獻數(shù)據(jù)收集年份采用虛擬變量，2014年以前的文獻賦值為0，2014年及其以后的文獻賦值為1；樣本量采用連續(xù)變量形式；統(tǒng)計基數(shù)采用虛擬變量形式，以未參與培訓者為基數(shù)賦值為1，其他為0；對于“農(nóng)民工代際差異”這一調節(jié)變量，采用虛擬變量形式，研究對象為新生代農(nóng)民工取值為1，其他為0；對于“農(nóng)民工地域差異”這一調節(jié)變量，采用虛擬變量形式，研究對象在東部地區(qū)取值為1，其他為0；沒參加培訓的“沒時間”“費用高”“內(nèi)容不實用”等影響因素采取連續(xù)變量形式。運用Stata 軟件進行Meta 回歸分析，探討這些潛在調節(jié)變量可能存在的調節(jié)作用。Meta 回歸分析的結果如表3?；貧w分析結果顯示，這些調節(jié)變量可以解釋54.02%的異質性。

在測量因素中，樣本量（P=0.478 ＞0.10）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的調節(jié)作用不具有統(tǒng)計學意義；而統(tǒng)計基數(shù)（P=0.037 ＜0.05）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的調節(jié)作用具有統(tǒng)計學意義。這意味著研究假設H2不成立，而研究假設H3成立。

在情景因素中，數(shù)據(jù)收集年份（P=0.165＞0.10）和農(nóng)民工代際差異（P=0.128 ＞0.10）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的調節(jié)作用不具有統(tǒng)計學意義；而農(nóng)民工地域差異（P=0.009 ＜0.05）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平二者之間差距的調節(jié)作用具有統(tǒng)計學意義。這意味著研究假設H4、H5不成立，而研究假設H6成立。

對于“沒時間”等各個制約因素對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平二者之間差距的調節(jié)作用并不一致。這意味著H7 不成立。其中，“費用高”（P=0.226 ＞0.10）、“缺乏信息”（P=0.27 ＞0.10）、“培訓不規(guī)范”（P=0.477 ＞0.10）、“沒有想?yún)⒓拥呐嘤杻?nèi)容”（P=0.16 ＞0.10）、“周圍同事沒參加” （P=0.215＞0.10）、“耽擱工作”（P=0.832 ＞0.10）、“自己文化基礎差” （P=0.282 ＞0.10）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的調節(jié)作用不具有統(tǒng)計學意義；而“沒時間”（P=0.085＜0.10）、“內(nèi)容不實用”（P=0.009 ＜0.05）對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平之間差距的調節(jié)作用具有統(tǒng)計學意義。

（三）發(fā)表偏倚的檢驗

研究者撰寫文章時，可能會以估計結果顯著與否作為標準對估計模型進行篩選，從而產(chǎn)生文獻研究結果的顯著程度被高估的發(fā)表偏倚（Publication Bias）現(xiàn)象（彭俞超、顧雷雷，2014：126-131），為了使結果更客觀，本文采用Begg 在1994年提出的秩相關法（Begg' s Rank Correlation Approach）定量地對發(fā)表偏倚問題分別進行檢驗。檢驗結果如表4。對27 項數(shù)據(jù)研究進行Kendall' s Score 連續(xù)性矯正后，得到檢驗結果 Z 值為1.42 ＜ 1.96，矯正后的 P 值為0.156，大于顯著性水平 0.05，說明接受原假設，即不存在發(fā)表偏差。這也意味著Meta 回歸分析質量良好，回歸結果是可信的。

表3：農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平研究差異性調節(jié)作用的Meta 回歸分析

表4：發(fā)表偏倚的Begg 法檢驗結果

六、結論與建議

（一）研究結論

1.農(nóng)民工培訓“叫好不叫座”的確存在

就主效應而言，使用隨機效應模型進行合并分析的結果表明，農(nóng)民工實際參與率和培訓參與意愿水平之間存在較大差距，合并效應量RD 值為-0.318，這表明相對于農(nóng)民培訓參與意愿水平，農(nóng)民工實際參與培訓率降低了31.8%。這也驗證了農(nóng)民工培訓“剃頭挑子一頭熱”“叫好不叫座”的尷尬境況的確存在。

2.東部地區(qū)的差距比其他地區(qū)小

在情景因素中，農(nóng)民工地域差異對農(nóng)民工培訓實際參與率和培訓意愿水平二者之間差距具有顯著調節(jié)作用。東部地區(qū)就業(yè)農(nóng)民工的培訓實際參與率和培訓參與意愿水平二者之間差距比其他地區(qū)更小。農(nóng)民工地域差異產(chǎn)生調節(jié)作用可能在于：一方面，東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟結構和產(chǎn)業(yè)層次對農(nóng)民工的素質和技能要求更高，這對東部地區(qū)農(nóng)民工在培訓的需求和實際參與率方面起到更好的客觀促進作用。另一方面，東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)是我國農(nóng)民工主要輸入地，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展離不開農(nóng)民工的貢獻，當?shù)卣谛畔⑻峁┖团嘤柟┙o方面比中部和西部的地區(qū)做得更加完善一些。

3.時間是農(nóng)民工參與培訓的重要制約因素

在情景因素中，“沒時間”對農(nóng)民工培訓實際參與率和農(nóng)民工培訓意愿水平二者之間差距具有正向調節(jié)作用，即“沒有時間”的農(nóng)民工越多，二者之間差距越大。這意味著，一些農(nóng)民工雖然有較強的參加培訓意愿，但因無空余時間而未能參加培訓，導致培訓實際參與率和農(nóng)民工培訓意愿水平之間的差距較大。

4.“內(nèi)容不實用”對農(nóng)民工培訓實際參與率和參與意愿水平有顯著影響

在情景因素中，雖然“內(nèi)容不實用”和“沒時間”對農(nóng)民工培訓實際參與率與參與意愿水平之間差距具有顯著調節(jié)作用，但“內(nèi)容不實用”比“沒時間”的調節(jié)作用更為顯著，且二者調節(jié)方向并不一致?！皟?nèi)容不實用”對農(nóng)民工培訓實際參與率與培訓意愿水平二者之間差距具有顯著的負向調節(jié)作用。這意味著，認為培訓“內(nèi)容不實用”的農(nóng)民工越多，農(nóng)民工培訓實際參與率與培訓意愿水平之間的差距反而會越小。原因在于當農(nóng)民工覺得培訓“內(nèi)容不實用”時，他們的培訓意愿水平和實際參與率都會很低，最終導致二者之間的差距變小。

（二）對策建議

這些調節(jié)效應對于實現(xiàn)農(nóng)民工培訓政策落地和轉變農(nóng)民工培訓“叫好不叫座”的尷尬境況具有一定啟示。

1.采取激勵農(nóng)民工培訓的“推”“拉”策略

鑒于地域差異的調節(jié)效應，中西部地區(qū)可采取激勵農(nóng)民工培訓的“推”“拉”策略。一方面，中西部地區(qū)經(jīng)濟不斷發(fā)展，既可以實現(xiàn)農(nóng)民工當?shù)鼐蜆I(yè)或創(chuàng)業(yè)，還可實現(xiàn)當?shù)亟?jīng)濟結構優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)層次提高。這些變化會對農(nóng)民工的素質和技能提出更高要求，從而“推”動農(nóng)民工通過培訓提高自身素質和技能；另一方面，政府可通過網(wǎng)絡、報紙、廣播、宣傳欄等多種渠道宣傳相關培訓政策和信息，提供咨詢和服務，讓更多農(nóng)民工知道培訓項目、了解培訓內(nèi)容，激發(fā)主動參加培訓的熱情，“拉”動農(nóng)民工產(chǎn)生培訓意愿，并進一步轉化為參與培訓的行動。

2.結合農(nóng)民工培訓特點，突出時間靈活性

鑒于“沒時間”的調節(jié)效應，政府應鼓勵農(nóng)民工培訓機構針對農(nóng)民工培訓的成人性、在職性、短期性等特點，推行靈活的學習制度。在課程設計上，可采取國際勞工組織開發(fā)的“模塊式職業(yè)技能培訓模式”（Modules of Employable Skill，MES），MES 培訓內(nèi)容由相對獨立的學習單元組成，而且可依據(jù)勞動力市場需求迅速組合新培訓模塊。在教學方式上，可通過網(wǎng)絡進行遠程教學，不受時間和地點限制。在學習媒介上，可采取慕課、微課等網(wǎng)絡課程形式在電腦、手機上進行呈現(xiàn)，便于遠程學習和移動學習。在教學模式上，可采取循環(huán)教學的模式，便于隨到隨學，不耽誤學習進度，保證培訓的持續(xù)性和有效性。

3.針對農(nóng)民工需求，重視培訓內(nèi)容的實用性

鑒于“內(nèi)容不實用”的調節(jié)效應，在培訓前，積極開展培訓需求調查，以需求為導向設置培訓項目，滿足農(nóng)民工不同層次、不同形式、不同內(nèi)容的培訓需求，充分考慮農(nóng)民工的個體差異，實現(xiàn)分類、分批施教。在制定培訓計劃時，要考慮勞動力市場需要，把培訓和就業(yè)結合起來，發(fā)展?jié)M足企業(yè)需求的“訂單式”培訓模式，增強培訓項目的實用性和針對性，提高農(nóng)民工參與培訓的熱情。在培訓過程中，采取適合農(nóng)民工群體的成人教育方法和現(xiàn)代教學手段，通過“學中干、干中練、練中學”，把課堂教學與實踐有機結合起來，實現(xiàn)職業(yè)技能“學得會、用得著”。