崔玉平 , 吴颖：非货币化收益视角下教育培训对农民工市民化水平的效应——基于苏州市农民工样本的实证研究
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非货币化收益视角下教育培训对农民工市民化水平的效应
——基于苏州市农民工样本的实证研究
崔玉平 , 吴颖
苏州大学教育学院, 苏州 215123
★ 摘要 ★
在新型城镇化建设进程中，教育培训不仅给农民工带来了诸如收入提升的货币收益，也带来了诸如市民化水平提升的非货币化收益。本文基于苏州市农民工问卷调查数据，构建农民工市民化水平评价指标体系，验证了教育培训通过提升农民工市民化水平而创造非货币化收益的积极效应。研究发现：一，农民工市民化水平可以从市民化意愿、经济生活条件、社会关系融合、政治参与程度四个维度来度量。二，目前苏州市农民工市民化处于中等偏上水平，但在四个维度上存在较大差异。三，学校教育对农民工市民化（不包括政治参与程度）具有显著正效应；而只有受教育程度为高中及以上的农民工，其市民化水平才会随着受教育程度的增加而提升。四，接受过培训对农民工市民化具有显著正效应；培训次数对农民工市民化及各维度均有显著正效应，培训周期和培训效果对农民工市民化（不包括政治参与程度）有显著正效应，且培训效果的正效应最强。
关键词：教育培训 农民工 市民化 非货币化收益
基金项目：教育部普通高校人文社会科学重点研究基地重大项目"教育培训和市民化对城市外来务工人员犯罪行为影响的实证研究"（13JJD190003）
一、问题提出
随着我国新型城镇化进程的不断加快，城乡二元社会体制一方面推动农村人口流向城镇，另一方面也阻碍在城市工作和生活的农村人口(即“农民工”)转变成为真正的合格市民。一直以来，农民工总体规模不断扩大、数量持续增长，国家统计局2016年国民经济和社会发展统计公报数据显示，全国农民工总量为28171万人，比上年增长1.5%，其中外出农民工达16934万人，增长0.4%。着力解决农民工市民化问题已成为政府和有关决策部门的一项重要议题。
从现实情况来看，农民工群体虽然在空间上由农村进入城市，在职业上由农业转入非农职业，而在制度身份、行为特征、文化认同和情感归属上，他们仍然属于城市人和农村人之间的“两栖人”，并未真正享受与户籍制度相挂钩的那部分城市公共服务，也尚未具备城市合格公民素质。除此之外，当前我国短时间内也不可能给予所有农民工市民身份和待遇；新型城镇化也不再单纯强调土地、户籍等制度和技术层面的城镇化，而是更加关注人的城镇化。因为如果城市农民工缺乏人力资本、文化资本、社会资本及公民核心素养的培养和积累，将导致其观念和技能严重滞后于现代城市社会发展的需要，即便他们获得了城镇户籍，也不是合格市民，反而有可能成为城市“贫民窟”一员。因而，如果我们能绕开户籍制度障碍从其他方面破题，利用教育和培训提升农民工市民化水平，使其拥有更多的资本积累，具备合格城市人的素养，这将是一条行之有效的促进新型城镇化的途径。因此，验证教育培训对农民工市民化水平的积极效应，分析教育培训为城市农民工带来非货币化收益的机理与途径，就显得十分有意义。
二、文献回顾
教育经济学者起初更倾向于讨论教育的经济收益，认为教育投资是一种增加个人货币收入和促进国家经济增长的人力资本投资，通过教育投资可以带来可观的货币收益和可货币化收益，往往忽视了非货币化收益。实质上，教育投资带来的非货币收益，不仅包括可以间接折算为货币价值的可货币化收益，而且包括巨大的非货币化收益。当众多学者从科际整合的视角研究教育的非经济收益与社会价值时，教育培训收益的研究范畴逐渐拓展到教育的非货币化收益上。在教育非货币收益得到认可的同时，研究者们基于不同方面证明了教育间接收益的存在，例如，教育对GDP增长、社会发展、人口迁移、科技创新以及自身地位提升等多方面的经济和非经济的效益(Johnes, et al., 2004)。
正因为教育对受教育者个人和社会产生的影响，不仅体现在市场化层面的经济价值上，还体现在非市场化层面，对受教育者自身、家庭成员、人际关系、文化传承乃至社会其他方面产生除经济价值以外的影响，而这种影响的价值多半无法或难以直接用市场流通货币来衡量，因此，我们将其统称为“教育的非货币收益(non-monetary benefits of education，简称NMBs)”(Vila，2000)。究其研究起源，最先为国外研究者们所重视，Haveman & Wolfe(1984)首次将教育的非市场效应(non-market effects)分离出来，在考虑了价格指数及通货膨胀因素后，估计教育的市场收益和非市场收益大致相等，并得出了“教育的市场收益实际仅占其全部收益的一半”的研究结论；McMahon(1984)在对全美大学生进行调研后，进一步论证了高等教育非货币收益的重要性，计算得出自由职业者的非货币收益率最高，达19%，管理人员、医生、律师的非货币收益率分别为14%、13%、12%。后来，学者们纷纷从不同方面对此进行了深入研究(Meer, Wielers，1996；McMahon, 2006, 2010；Vila，2000；Dziechciarz-Duda，Król，2013)。
教育的非货币收益概念及内涵被引入中国后，国内也有一些学者对其进行了理论和实证研究。在理论研究方面，学界一致认为教育收益应该包括货币收益和非货币收益，其中，非货币收益又可进一步细分为可间接货币化收益和非货币化收益两部分，并迫切呼吁对教育的非货币化收益进行深入研究(李锋亮、雷虹，2007；张秋山、付鸿彦，2011；许长青，2015；费文会，2016)。在实证研究方面，学者们曾尝试从不同方面证明教育非货币化收益的存在，如崔玉平(2010)依据法院提供的犯罪人员统计数据，通过实证分析教育对犯罪程度的负效应，证明了教育投资可以获得非货币化收益；李锋亮、李拉(2011)通过对随自己子女迁移到北京居住的老年人进行调研，结果发现高等教育能够带来显著的非货币化收益和家庭成员的溢出效益。
进一步梳理相关研究文献，笔者发现国内学界关于教育收益问题的研究，以教育的货币收益研究居多；研究对象大多数是全国居民、城镇居民或者农村人口，以农民工群体为研究对象的文献则相对较少。这些研究中，有研究者测算了我国农民工的教育经济收益率，有研究者综合考虑教育和培训因素，分析了农民工的教育培训经济收益率并检验其各自对收入分配的影响(赵海，2013；崔玉平，吴颖，2017)，但对农民工教育培训非货币化收益方面的研究明显不足，仅有李丹丹(2017)的一项关于基于2015年“中国企业——员工匹配调查”(CEES)数据研究，结果显示教育程度对农民工幸福感具有较为稳健的负效应。目前，在理论上，学者们已经认识到教育培训通过提升农民工人力资本水平而对市民化产生促进作用。这方面的研究都强调人力资本的重要性，探讨了人力资本要素对农民工市民化进程的影响，分析了人力资本与农民工市民化能力形成之间的作用机理(王竹林，范维，2015)，认为教育培训(包括正规学校教育和各种培训)作为人力资本形成的根本途径，必然对农民工市民化产生积极影响。但是关于这一论断的经验实证研究还相当匮乏，若不能全面评估农民工教育培训的非货币化收益，必然会造成对农民工教育培训价值认识的偏差。
苏州市作为东部经济增长最快的城市之一，其经济格局以外向型经济、民营经济和乡镇企业三足鼎立为特点，常驻人口中有大量的外来农民工。本文选取苏州市农民工作为问卷调查对象，在实地观察和调查的基础上，利用问卷调查数据，实证检验教育和培训对农民工市民化水平影响的方向及程度，尤其是考察了培训频次、时间长度以及效果对农民工市民化的影响，进一步区分了培训数量与质量的影响差异，进而证明农民工教育培训投资非货币化收益的存在。
三、农民工市民化概念及其测量方法
(一) 农民工市民化概念的界定
国外关于移民社会融合或移民同化(Immigrant Assimilation)的研究资料(Alba, Nee，1997；Friedberg，2000；Jiménez，2005；Aleksynska and Algan, 2010)较多，由于历史背景和具体国情不同，可以直接借鉴用于我国农民工市民化问题研究的理论和成果尚不足，但是国内“农民工(migrant workers)”与国外“移民(immigrants)”有着相似的弱势地位，在适应与融合过程中面临许多类似的困难，因此，基于城乡二元制度分割的特殊国情来研究我国农民工市民化问题，往往与社会融合相关。农民工市民化概念可分别从狭义层面和广义层面来理解。狭义上是指长期在城镇工作生活的农村户籍人员由农民工身份转变为城镇居民，同时与当地市民同等享受教育、医疗、社保等方面公共服务并拥有相同社会权利的过程。这些多与国家、政府在制度与技术层面的市民化过程相关。广义的农民工市民化不仅指农民工身份的城市化和职业的非农化，更是指农民工与城市居民在生产生活方式、社会权利、价值观念、公民意识以及文化心理等层面日渐趋同，进而真正融入城市成为合格市民的过程。这些则是在制度与技术层面的基础上，渗透了国家、政府在文化与社会网络等层面的市民化过程，这就与国外的“移民社会融合”构念十分相似，可采用多维度(multi-dimensional)评价(Gordon, 1964)。多数学者认为应该在广义上全面理解和把握农民工市民化概念，笔者赞同此观点，认为农民工市民化是指有意愿并迁居城市的农民工在城市社会环境中获得长期生存能力，同时享受与当地市民同等待遇与福利，逐步拥有城市市民身份、城市行为活动、城市文明认同以及更高公民素质的进化过程。
关于农民工市民化水平的测量与评价仍是当今中国城市农民工问题研究中的新课题，尽管国内已有学者对此进行了定量研究，但是，总体上看，这些研究或者存在指标体系构建过于单一，无法反映市民化水平多向度特征，或者存在重叠、混淆各指标之间的层级或因果关系等问题。同时，在指标合成方法上多局限于几何平均数法(刘传江，徐建玲，2007；刘传江，程建林，2008；徐建玲，2008)、等权重法(王桂新，沈建法等，2008；张斐，2011；石智雷，高晴，2015)和层次分析法(刘传江，程建林等，2009；赖作莲，王建康等，2015)，尚未检索到利用因子分析法开展的系统性研究。本文将从多学科、多视角出发进行概念重构和假设检验，以苏州市农民工作为样本，构建农民工市民化水平量表，测量当前农民工市民化水平，探索影响因素，并据此证明教育培训的非货币化社会价值。这不仅为学科间深度对话提供了可能，也有望发挥学科交叉融合的积极作用，以期为我国探索促进农民工市民化进程的教育培训途径提供有益启示。
(二) 农民工市民化量表的设计
刘传江和程建林(2008)早期从外部制度、农民工群体、农民工个体三个层面构建指标体系，似乎过于宽泛，经过修正认为农民工市民化应该包括生存职业、社会身份、自身素质、意识行为4个指标。徐建玲(2008)从农民工市民化意愿和市民化能力两大方面进行设计，为从宏观上度量农民工市民化水平提供了重要启示，但存在能力测量指标相对不足的缺陷。王桂新等人(2008)使用综合指标法建立农民工市民化测量指标体系，包括居住条件、经济生活、社会关系、政治参与、心理认同等5个维度，对中国城市(以上海市为例)农民工市民化水平进行的测量相对全面。随后也有研究者以此为基础，结合自身理解和研究需要，不断修正、改进，或是补充新指标，或是合并删减雷同指标开展研究。但大多数研究者共同认可的指标一般均只涵盖经济层面、社会层面、文化(心理)层面。笔者认为，考察城市农民工市民化水平，缺少政治层面的度量显然不完整，因此有必要增加“政治参与”指标，用于度量成为合格市民所必备的公民素养程度；另外，考虑到文化(心理)层面与主观意愿往往关系密切，应该包含在市民化意愿之中。简言之，本研究将从“市民化意愿”和“市民化能力”两个一级指标着手构建农民工市民化评价指标体系，其中，“市民化能力”包括经济生活条件、社会关系融合、政治参与程度等3个二级指标。因此，市民化水平可以从四个维度入手来测度，它们分别是：(1)市民化意愿，包括农民工对自身身份认同、所在城市认同以及是否愿意成为城市人等；(2)经济生活条件，它是农民工迁居城市具有可持续生存能力的首要基础条件，包括收入与消费水平、生活与住宿条件等方面的市民化物质保障；(3)社会关系融合，它是对农民工市民化的更高层次要求，也是真正反映农民工市民化水平的核心指标，通过农民工的社交对象和范围、是否受到当地市民的歧视以及遇到困难时知道向谁求助等方面反映农民工在城市社会关系建立与积累方面的市民化水平；(4)政治参与程度，它是反映农民工市民化进程和公民素养的重要指标，包括政治参与和权利维护意识、工会组织参与情况以及党团组织参与情况等。基于上述四维度框架，构建“农民工市民化水平量表”，共20道题(S39~S58)，每题分别设有“完全不符合”“有点儿不符合”“有点儿符合”“比较符合”“完全符合”五个备选项供调查对象选择，采用李克特五点计分法，依次赋值为1分、2分、3分、4分、5分，对应的农民工市民化水平依次为很低、较低、中等、较高、很高，得分越高表示农民工市民化水平越高。为测知被试者的填答效度，这里编制了两道反向题并于后期统计分析时作反向计分。
(三) 问卷预试与质量鉴定
在前文概念界定和文献综述的基础上，结合农民工访谈结果，自编《苏州市农民工调查问卷》用于获取数据信息，经专家效度审核后，随机抽取200名苏州市城市农民工进行试测，目的在于对问卷中的“农民工市民化水平量表”作初期检验。
首先，计算量表中所有题项总分并按总分值进行降序排列，将排序位于前27%与后27%的样本分类为高分组和低分组，对两组样本在所有题项上的得分进行独立样本T检验，删去T统计量的相伴概率大于显著性水平(0.05)的项目。其次，计算每个题项与问卷总分的相关系数，删去相关系数小于0.3的题项。结果显示两道反向记分题项S51和S52未达标，故将其删除，共保留18道题并重新编号(Q39~Q56)。接下来，进行KMO与Bartlett’s球形检验，结果显示KMO值为0.806，Bartlett’s球形检验的χ2值为1147.570(自由度为153)，相伴概率值p=0.0001，达到0.05的显著水平，表明因子分析适切性良好，适合进行因子分析；基于此，进行探索性因子分析，结果显示，5个共同因子联合解释总方差的64.432%，表明量表效度达标。内部一致性系数检验结果显示，总量表的Cronbach α系数为0.811，各因子的Cronbach α系数均在0.800以上，表明量表信度甚佳。
四、数据来源与研究结果
(一) 样本描述
从2015年3月底开始至6月初结束，课题组开展了相关调研，涵盖整个苏州大市范围(苏州市、常熟市、吴江市、张家港市、昆山市、太仓市)，以城市农民工为调查对象，采取非随机抽样调查的判断抽样法发放调查问卷900份，回收812份，剔除84份无效问卷后保留有效问卷728份，有效率为80.89%。
调查样本的基本情况见表 1。统计显示，在性别构成上，男性农民工所占的比例达到61.7%，明显多于女性农民工。在年龄构成上，绝大多数都处于20~39岁之间，反映中青年农民工是主力。来源地上，来自江苏本省以及周边邻省的农民工多于其他省区，这种地缘上的密切关系有可能促进其市民化。受教育程度上，大多数农民工都是初中文化及以下程度(58.6%)，反映当前农民工整体学历层次低。从婚姻状况及配偶所在地来看，他们当中以已婚人士为主，高达七成以上，且大多与配偶在同一座城市，这种家庭迁居的稳定与否需要考虑。观察他们所从事的职业类型，以劳务型所占比例最高(35.9%)，其次是事务型(19.8%)和商务型(19.2%)，最低的是管理型(15.9%)，可见当前农民工工作仍以职业层次(或声望)较低的体力劳动为主，这在一定程度上有可能不利于市民化。在收入方面，他们当前的月平均收入大多处在2000~4000元之间。在进城工作时间上，60%的农民工表示已超过5年，显然与农民工进城的家庭化及常住化趋势有关，这将有利于他们适应和融入城市生活。
(二) 农民工市民化量表的检验
1. 探索性因子分析
采用主成分分析法及最大方差转轴法，以特征值大于1作为公因子保留的标准，取正式问卷的前364份样本数据进行第一次探索性因子分析。KMO与Bartlett’s球形检验显示，KMO值为0.850，χ2值为1934.394(自由度为153)，相伴概率值为0.0001，达到0.05的显著水平，说明修订后的量表适合进行因子分析。采用相同方法经过三次探索性因子分析，删去因子载荷和共同度皆小于等于0.3的题项Q45，删去在两个公因子上的因子载荷值相差小于0.2的题项Q51，最终保留16道题，共提取4个公因子。鉴于4个公因子与前文的四维度理论构念基本相符，因而根据各因子构念所包含的题项变量特征和含义，依次将其命名为“市民化意愿”“经济生活条件”“社会关系融合”“政治参与程度”。其中，各因子的方差贡献率分别为30.78%、13.08%、10.31%、7.98%，累积解释方差贡献率为60.225%；总量表的Cronbach α系数等于0.861，各因子的Cronbach α系数介于0.75~0.87之间，均表明结果理想(见表 2)。
2. 验证性因子分析
前文经过若干次探索性因子分析后，已初步建立良好的因子结构和建构效度，接下来使用AMOS21.0统计软件，对后半部分样本数据(364份)作验证性因子分析(confirmatory factor analysis)，验证结果总结如下：
(1) 适配度检验。适配度是指假设理论模型与实际调查数据的结构一致性程度。根据AMOS提供的修正指标对原始测量模型进行修正，结果显示16个测量指标中均没有负的误差变异量；因子载荷介于0.61~0.89之间(≥0.50)；也没有很大的标准误差存在，说明该测量模型的基本适配指标理想。除此之外，结合表 3的评价结果来看，除了χ2值不达标，其他指标均达到良好，因此，整体上看适配性良好(Rigdon，1995)。
(2) 收敛效度检验。收敛效度是指具有相同潜在特质的测量指标归属于同一个因子，且测量指标之间具有高度相关性。一般而言，需要考察以下三个方面：一是每一个测量指标的标准化因子载荷应大于0.50；二是平均方差提取量(AVE)应大于0.50；三是组合信度系数(CR)应大于0.60。表 2结果显示，所有测量变量的指标均达到最低标准，由此判断该测量模型具有良好的收敛效度。
依据以上探索性因子分析和验证性因子分析结果，可以断定农民工市民化水平量表质量达标。
(三) 农民工市民化水平的综合评分
计算农民工市民化水平四个维度的各自平均分、整体平均分及其差异统计量，结果显示在表 4中。
按照各维度得分平均值由高到低排序，依次为市民化意愿(Mean=3.47，市民化水平为61.75%)、经济生活条件(Mean=3.42，市民化水平为60.50%)、社会关系融合(Mean=3.11，市民化水平为52.75%)、政治参与程度(Mean=2.37，市民化水平为34.25%)。
从整体来看，农民工市民化水平平均得分为3.11，近似等于理论中值“3”，由此推断，目前农民工市民化处于中等偏上水平。假定城市居民的市民化水平是100%，农民工的整体市民化水平换算成百分比之后约等于52.75%，说明相对于城市居民而言，目前农民工市民化进程已经达到“半”市民化及以上的水平。
从差异系数来看，农民工市民化水平在市民化意愿、经济生活条件、社会关系融合、政治参与程度四个维度上各自存在较大差异，其中，经济生活条件的差异程度最大。市民化水平的总体差异小于各维度上的差异。
(四) 教育培训对农民工市民化水平的影响
1. 变量选取与模型构建
借鉴已有文献，关于农民工市民化的影响因素主要关注于性别、年龄、婚姻状况、配偶所在地、教育水平、收入水平、所从事的职业类型、在城市工作时间、培训等个人属性因素和个人行为因素。已有研究结论是，男性、年龄层次较低、已婚、配偶在同城、教育水平较高、收入水平较高、城市工作时间较长、职业层次和声望较高、参加培训的农民工，其市民化水平或程度更高。本研究基于教育和培训的非货币化收益视角，检验教育和培训因素对农民工市民化水平的正向影响即给农民工带来的非货币化收益，重点不是考察农民工市民化的所有影响因素。选择其他相关因素并纳入模型中，是为了增强对模型的识别和稳健性检验，控制其他相关因素的影响，更加可靠地检验教育和培训因素对市民化的效应。除此之外，本文还认为来源地(是否为相邻省区)作为诸多宏观因素之一，亦可以纳入模型中。因此，根据研究目的，本文以性别、年龄、来源地、婚姻状况、配偶所在地、月收入水平、职业类型、进城工作时间等自变量作为控制变量，以受教育程度和培训作为解释变量、以“市民化意愿”“经济生活条件”“社会关系融合”“政治参与程度”四个维度以及整体市民化水平作为被解释变量，构建回归模型。所构建的理论模型预期性别、年龄、来源地、受教育程度、婚姻状况、配偶所在地、月收入水平、职业类型、进城工作时间以及培训经历等因素与农民工市民化水平都有显著关联性，其中，受教育程度和培训经历对农民工市民化水平具有显著正向影响。具体变量定义见表 5。
2. 回归分析结果
在经验观察和理论框架的基础上，分别建立农民工市民化水平及各维度与其影响因素的回归模型，并基于OLS估计自变量的参数值。考虑到使用截面数据较容易产生异方差(heteroskedasticity)现象，而怀特检验(White test)则可以检验任何形式的异方差，因此在进行回归分析之前先对各个估计方程作怀特检验。结果显示，估计方程的p值均小于0.01，故拒绝同方差的原假设，认为存在异方差。对此，下文使用“OLS+稳健标准误”方法来处理异方差问题，以保证所有参数估计、假设检验的可靠性。
为检验教育和培训因素对农民工市民化的影响，这里构建两类回归模型。第一类模型自变量包含受教育程度和是否接受过培训的虚拟变量，但不包含培训经历变量，目的在于初步分析教育程度和有无培训对农民工市民化水平及各维度的影响力；第二类模型自变量包含受教育程度和细分后的培训情况变量(次数、周期、效果)，但不包含“是否接受过培训”这个哑变量，目的是进一步估计培训的频次、时间长度及效果对农民工市民化水平及各维度的影响。这里为了剥离其他相关因素的影响，提高回归模型的稳健性，故将性别、年龄、来源地、婚姻状况、配偶所在地、月收入水平、职业类型以及进城工作时间等因素作为控制变量同时纳入以上两类模型中，依次作10次回归，回归估计结果如表 6所示。
回归分析结果显示，10个回归模型的R2介于6.6%~24.6%之间，通过F(相伴概率值均小于0.001)检验，表明模型估计有效，不同模型的因变量确实会受到各自模型中所包含的若干自变量的影响；线性模型的自变量共线性诊断结果显示，所有自变量的方差膨胀因子(VIF)均小于10，容忍度(TOL)均大于0.1，表明不存在严重的多重共线性问题。因此，可以说回归模型的拟合优度达标，且具有统计学意义。模型估计结果如下：
首先，观察第一类模型(1)(3)(5)(7)(9)的回归估计结果，可以发现，农民工受教育程度对其政治参与程度方面的市民化水平无显著影响；在其他三个维度的市民化水平和整体市民化水平方面，与小学及以下教育程度相比，初中教育程度的系数符号均为负，且不显著，而高中及以上受教育程度的回归系数均显著为正，尤其是本科及以上的回归系数明显增大，由此推断，初中教育程度的农民工市民化水平比小学及以下教育程度的农民工低(只是统计学意义上不显著性)，高中及以上受教育程度的农民工市民化水平随教育程度的提高而显著上升。哑变量“是否接受过培训”的系数符号均为正，且通过显著性水平检验，表明与没有接受培训的相比，接受过培训的农民工，其市民化水平有显著提升；进一步比较发现，接受过培训的农民工与没有接受过培训的相比，其市民化水平在经济生活条件维度上得分高出0.218、社会关系融合维度上得分高出0.196、市民化意愿维度上得分高出0.116、政治参与程度维度上得分高出0.110、整体市民化水平得分高出0.156。
其次，第二类模型(2)(4)(6)(8)(10)的回归结果显示，受教育程度对农民工市民化的影响与第一类模型的估计结果基本一致，也就是说，对于受教育程度为高中及以上的农民工来说，除了政治参与维度之外，其他维度及整体市民化水平会随着受教育程度的增加而上升。观察细分后的培训情况变量，由回归系数可知，培训对农民工市民化水平具有积极正向效应，在控制其他因素影响的情况下，农民工接受培训的次数较多、周期较长、效果较好将有助于提升自身市民化水平。
再次，具体分析第二类回归模型的估计结果，有如下发现：就培训次数而言，与接受培训次数较少的农民工相比，接受培训次数较多的农民工在整体及各维度市民化水平上都高于前者；其中，经济生活条件维度的市民化水平高出0.284分，社会关系融合高出0.182分，整体市民化水平高出0.153分，高出幅度相对较小的是政治参与程度(高出0.138)和市民化意愿(高出0.130)。就培训周期而言，除了对政治参与维度的市民化水平提升无显著影响外，与接受培训周期较短的农民工相比，接受培训周期较长的农民工在其他三个维度的市民化和整体市民化水平上都有显著提升；其中，社会关系融合维度的市民化水平提升最大(高出0.198分)，然后依次是整体市民化水平(高出0.151分)、经济生活条件(高出0.135分)、市民化意愿(高出0.100分)。就培训效果而言，除了对政治参与方面的市民化水平无显著促进作用之外，与接受效果较差培训的农民工相比，接受效果较好培训的农民工在其他三个维度的市民化和整体市民化水平上都有显著提升；其中，经济生活条件维度的市民化水平提升最大(高出0.331分)，社会关系融合次之(高出0.299分)，最后是整体市民化水平(高出0.198分)和市民化意愿(高出0.162分)。值得注意的是，在培训次数、周期、效果三个变量上，一方面，只有培训次数对政治参与程度方面的市民化水平有显著促进作用；另一方面，只有培训效果对农民工市民化水平(不包括政治参与程度)的正向效应最强。
此外，在上述两类模型中，月收入水平、职业类型(尤其是管理型职业)以及进城工作时间等自变量都与农民工市民化水平存在显著正向关联，说明在考察和检验教育培训对农民工市民化的影响效应时，切不可忽视这些关键性因素的影响。
五、结论与建议
(一) 研究结论
依据上述统计和回归分析结果，得出如下结论。
第一，编制的农民工市民化量表通过检验，可以运用此量表，从市民化意愿、经济生活条件、社会关系融合、政治参与程度四个维度来测量农民工市民化水平。
第二，苏州市农民工的整体市民化水平为52.75%，处于中等偏上水平。该测量结果与多项研究结论一致，都揭示了农民工市民化水平整体呈现向好趋势，基本体现“半”市民化状态的本质特征(徐建玲，2008；王桂新，沈建法等，2008；沈映春，王泽强等，2013)；不过也有研究发现农民工市民化总体上处于中等偏下水平，尚未实现“半”市民化(任娟娟，2012；赖作莲，王建康等，2015)。究其原因，可能因研究对象不同、评估指标不同所致，也可能与不同区域经济发展速度、工业化与新型城镇化进程不同有关。另外，农民工市民化水平在四个维度即四个分项水平上尚存在不均衡发展的情况。市民化意愿的水平最高，可见当前农民工总体强烈认同并渴望“扎根城市”；经济生活条件上的市民化水平高于整体水平，这与农村流动人口进城务工的源动力非常契合，大部分农民工表示进城打工的目的就是为了赚钱、改善生活条件；社会关系融合上的市民化水平与总水平相同，但鉴于其作为农民工市民化的高层次维度，仍需大力提升；值得关注的是，政治参与程度上的市民化水平最低，这与已有研究结果十分吻合，说明当前农民工基本上属于“政治边缘人”，提高农民工政治参与意识和能力，为农民工提供更多参与政治活动的机会，提升其公民素养，仍将是城市有关各方必须重视的工作。
第三，教育培训对农民工市民化影响效应的实证研究结果显示，教育培训具有巨大的非货币化收益和溢出效应。其中，正规学历教育因素对农民工市民化水平以及市民化意愿、经济生活条件、社会关系融合等三个分项水平均具有显著正效应，只不过对政治参与程度上的市民化水平没有显著正效应，也就是说，受教育程度并没有显著促进农民工在政治参与程度方面的市民化。关于教育和公民政治参与的关系，已有实证研究认为，学校教育和政治选举投票参与行为之间存在负相关关系(郑磊，朱志勇，2013)。接受过培训及多次接受培训对农民工市民化水平及各维度均具有显著正效应，这与教育因素的影响存在区别，可能更多培训将具有更强针对性，比如一些引导性培训就涉及思想政治方面的知识以及公民参与方面的训练，因此，接受过培训的农民工在其政治参与程度上的市民化水平自然会有所提升。
第四，具体来看，一方面，教育对农民工市民化水平发生正向影响受起点限制或门槛制约，只有受教育程度为高中及以上的农民工，其市民化水平才会随着受教育程度的增加而提升。这一点相对于以往研究有较大不同。多数研究笼统地认为教育水平积极正向影响农民工市民化水平(王桂新，沈建法等，2008；任娟娟，2012；崔宁，2014)，也有研究认为教育水平消极负向作用于农民工市民化水平(赖作莲，王建康等，2015)，这些研究的不足在于忽视了不同层级教育对农民工市民化水平的影响差异，其实，每提升一个教育层次产生的影响与每增加一年教育产生的影响是有差异的。另一方面，良好的培训效果对农民工市民化的正效应最强(不包括政治参与程度)，这也符合经验逻辑，农民工自评培训效果主要反映出他们对于培训有用性以及对城市生活和工作作用的感知。农民工培训次数较多，其市民化水平及各维度上的市民化水平均会显著提升。这说明既要增加农民工培训数量，也要重视提升培训质量。
(二) 政策建议
目前农民工基本处于“半”市民化状态，整体呈现乐观趋势，这显然离不开教育培训的重要作用。本文研究结果证实了教育培训对农民工市民化水平的提升具有积极促进作用，进而证明教育培训具有非货币化社会价值。为有效提升农民工市民化水平，实现农民工教育培训非货币化收益的最大化，应着重做好以下三方面工作。
第一，大力扶持发展乡村正规学校教育，提高农民教育水平。研究发现，受教育程度对农民工市民化水平的提升具有积极促进作用。调查数据显示，当前农民工的整体受教育程度普遍偏低，大多数仅具有初中及以下受教育程度，为此，政府及社会各界需共同努力，高度重视并进一步加强农村的正规学校教育，加大农村教育投入力度，提高农村人口的受教育程度，充分依靠正规教育促进未来进城务工农村劳动力的人力资本积累，为他们进入城市工作和生活奠定基础。研究结果表明，农民工的教育程度需要提升至高中以后，其市民化水平才会随着受教育程度的增加而大幅度提升，这启示我们在大力普及农村义务教育、实现乡村振兴的进程中，必须努力扩大乡镇高中教育规模，尽快普及乡村高中教育。另一方面，必须发挥城镇正规职业学校教育、技工学校教育、自学成才教育的作用，注重提高城镇农民工的学历水平，发挥好教育的“信号”功能和促进劳动生产率提升的作用，这不仅有利于他们或者成长为职业农民，或者回乡创业，也有利于他们在城镇工作积累，完成市民化过程。特别是农民工流入地应该设法集中或统筹教育资源，大力支持各类电大、夜校、技工学校、职业技术院校以及成人学校为广大农民工群体提供正规职业技能教育，为他们提供必要的补偿性教育，改善因人力资本积累不足而致市民化水平不高的现状。
第二，积极推进农民工培训，形成完整的教育培训系统。具体来说，(1)亟需深化农民工培训制度改革，创新农民工培训体制机制，为农民工个体人力资本水平的提升提供良好的制度环境和保障平台。国家应该不断更新和完善农民工培训政策法规，将培训纳入法制轨道，进行制度创新(如，分类指导、分层培训); 根据农民工市民化进程设计相关培训计划，建立与之配套的培训准入机制、投入机制、保障机制和评价体系等。(2)有必要整合政府、社区组织、用人单位以及培训机构等多方力量，为农民工提供更多的培训机会，探索更新更高质量的“政府+市场”培训模式。一方面，发挥好政府的主导作用，采取政府专项资金购买和项目资助方式，加大对农民工培训专项资金的投入力度，结合农民工个体特性和当地城市特色开展各种短/中/长期农民工培训班，形成极具地方特色的培训项目，有效避免外来农民工“水土不服”问题，并增加培训频次、广度及深度。另一方面，引入市场机制，让企业用人单位以及各种培训机构彼此良性竞争，充分发挥教育培训资源的经济效益，让更多的培训主体依据农民工市民化发展需要，提供与之相适应的个性化培训，例如，可以尝试分阶段、分步骤、分层次在当地试点建设一批示范性农民工培训指导中心，聘请行业专家尤其是创业精英、专家学者、专业技术人员等对农民工进行创新创业知识、市场经济规则、职业技术与技能、文化知识等专业性技能培训和社会主义核心价值观、职业生涯规划、法律权益、心理健康、思想道德、城市生活常识、交际与口才等通识性素养培训；也可以探索“校企合作”模式或“政府购买”模式，聘请专兼职教师组成培训团队，为农民工群体开展更有针对性的个性化技能培训。从根本上提升培训效果，提高农民工自身人力资本存量，帮助他们更好地融入城市工作和生活，推动以人为核心的新型城镇化建设，将有利于提升农民工市民化水平。(3)呼吁社会各界通过电视、广播、报纸等传统媒体以及互联网新媒体加强对农民工培训的宣传与指导，创新培训信息服务体系，搭建农民工培训新平台，例如，推送免费的网络课堂、MOOCs课程、微信公众号等，这样可以不受时空限制，增加培训次数、延长培训周期、提升培训效果。(4)农民工自身必须自觉唤醒和自谋发展。调查结果表明，当前农民工有着较为强烈的培训意愿，培训意愿对农民工市民化水平有显著促进作用，因此，广大农民工群体理应珍惜培训机会，充分利用工闲时间参加多种培训，进而拓宽社会交往网络，增加自身人力资本及社会资本存量，改变当前所处的劣势地位，这将有利于提高市民化水平特别是社会关系融合维度的市民化水平。
第三，融通学校教育和培训“双向通道”，继续推进、大胆创新学历证书和培训证书“双证书”制度。调查结果证实了教育培训对农民工市民化水平的促进作用，但考虑到农民工群体具有流动性大、意愿多样等特点，城市政府和教育主管部门有必要构建一个“能上能下、能进能出”的农民工教育培训模式，打破学校学历教育和培训之间的壁垒，引导参加培训的农民工接受学历教育，帮助无法完成学历教育的农民工获得培训认证。首先，各职业院校、社区学院、技工学校可从现有培训项目出发，对已在校接受培训的农民工群体加以引导，将该群体顺势接收为学校学历教育的对象，同时认可相关培训课程体系中的学分，从而打通培训向学校教育转变的“上升通道”；其次，城市政府应大力支持各地职业院校对因各种原因中断或终止学业的农民工给予相应学业成就认可，从而为实现学校教育迫降为培训提供“下行保障”；最后，许可农民工群体已修完的课程学分跨校、跨区域迁移，对于短期内无法继续修业的学员，允许其在中断后规定期限内迁移至同类学校学习剩余课程以获得完整的学校学历教育，从而拓展农民工教育迁移“平行通道”。当然，如何有效进行学分认证和学业成就评价仍有待探讨。
第四，通过城市流动人口积分落户管理办法，激励农民工持续接受教育培训，多渠道提升文化程度和技术技能水平。例如，《苏州市流动人口积分管理计分标准》规定，流动人口积分管理计分标准由基础分、附加分、扣减分三部分组成，其中基础分指标包括个人基本情况、参加社会保险情况和居住情况三项内容，个人基本情况积分=年龄+文化程度得分+职业技能等级或专业技术职称资格得分。通过提升个人文化程度和技术技能分值权重，使那些有市民化需求的农民工更加重视接受教育和培训。
毋庸讳言，通过实证分析教育和培训对农民工市民化的作用，证明了农民工教育培训非货币化收益的存在，这在某种程度上为上层决策、顶层设计提供了事实依据。但是，必须认识到，仅仅依靠一方力量(包括教育培训系统在内)不足以从根本上消除横亘在农民工与城市人之间的市民化障碍。另外，关于“苏州市农民工在政治参与程度方面的市民化水平较低，且教育培训对其基本无显著影响”的结论，同样值得持续关注和进一步验证。此外，由于调查样本限于苏州大市农民工，研究结论的普适性有待提升。
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