影響失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的認(rèn)知原型研究*
——基于代表性啟發(fā)式的情境實(shí)驗(yàn)

邵愛(ài)國(guó)，韋洪濤

(蘇州科技大學(xué) a.教育學(xué)院；b.城市發(fā)展智庫(kù)，江蘇 蘇州 215009)

一、引言

我國(guó)正處于快速城鎮(zhèn)化進(jìn)程中，伴隨常住人口城鎮(zhèn)化率快速增長(zhǎng)的是大量農(nóng)民因土地被征用而成為失地農(nóng)民。雖然失地農(nóng)民會(huì)因?yàn)橥恋乇徽饔枚玫揭还P征地補(bǔ)償款，但通常情況下，“僅僅依靠安置補(bǔ)償款無(wú)法保障失地農(nóng)民的可持續(xù)生計(jì)”[1]。對(duì)于那些尚在勞動(dòng)年齡段的失地農(nóng)民而言，解決長(zhǎng)遠(yuǎn)生計(jì)的有效途徑是以非農(nóng)方式重新就業(yè)。然而，由于受教育程度、非農(nóng)就業(yè)技能和綜合素質(zhì)較低，失地農(nóng)民在就業(yè)市場(chǎng)中常常處于劣勢(shì)，缺乏就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[2]，以致很難充分實(shí)現(xiàn)再就業(yè)目標(biāo)。因此，通過(guò)提供再就業(yè)培訓(xùn)這一公共服務(wù)來(lái)幫助失地農(nóng)民更新就業(yè)觀念、提升就業(yè)素質(zhì)以促進(jìn)他們充分就業(yè)就顯得特別重要?；诖?，絕大多數(shù)的地方政府已將“為失地農(nóng)民提供再就業(yè)培訓(xùn)”納入每年度的“工作議程”及“公共服務(wù)列表”之中。

開(kāi)展失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)工作的過(guò)程中，存在很多影響該項(xiàng)工作有效開(kāi)展的瓶頸因素。“參與比率低”[3]就是其中之一。筆者曾調(diào)查發(fā)現(xiàn)，只有36.9%的失地農(nóng)民表示“參加過(guò)政府組織的培訓(xùn)”[4]。“參與比率低”意味著失地農(nóng)民盡管仍有不少失業(yè)在家，卻沒(méi)有選擇報(bào)名參與政府部門(mén)組織的再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目，即再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目的“招生效果”不顯著?！皡⑴c比率低”的直接影響是，培訓(xùn)機(jī)構(gòu)可能因?yàn)檎心疾坏阶銐蚨嗟膶W(xué)員而無(wú)法按計(jì)劃開(kāi)班；失地農(nóng)民因?yàn)闆](méi)有參與再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目而無(wú)法更新觀念、提升就業(yè)素質(zhì)、擺脫長(zhǎng)期失業(yè)問(wèn)題，這必然影響到失地農(nóng)民的順利城鎮(zhèn)化。因而，解決再就業(yè)培訓(xùn)“參與比率低”的問(wèn)題至關(guān)重要。這一問(wèn)題的解決，可以極大地提高再就業(yè)培訓(xùn)工作的有效性，促進(jìn)失地農(nóng)民充分再就業(yè)和順利城鎮(zhèn)化。

失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目“參與比率低”，從一定意義上來(lái)說(shuō)，是個(gè)體面臨“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”情境下的行為決策結(jié)果。當(dāng)下，決策是經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)共同關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題，是行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究重點(diǎn)。失地農(nóng)民進(jìn)行“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”的行為決策是一個(gè)典型的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)問(wèn)題。然而，目前鮮有學(xué)者從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角來(lái)探討失地農(nóng)民“參與再就業(yè)培訓(xùn)”的決策特征、機(jī)制及影響因素。要促使更多的失地農(nóng)民選擇“參與再就業(yè)培訓(xùn)”，有必要圍繞這些問(wèn)題進(jìn)行深入的探索與分析。

卡尼曼(Kahneman)等人經(jīng)過(guò)研究證明: 人們?cè)诓淮_定條件下往往并不遵循期望價(jià)值理論，而是使用一系列的啟發(fā)式策略進(jìn)行直觀判斷。[5]代表性啟發(fā)式是卡尼曼等人提出的啟發(fā)式中的一種。所謂代表性啟發(fā)式，是指“在判斷A事物屬于B類別的可能性時(shí)，會(huì)受到A事物與B類別特征屬性的相似程度的影響”[6]。也就是說(shuō)，人們根據(jù)事物的一些突出特征對(duì)其進(jìn)行歸類時(shí)，如果發(fā)現(xiàn)它與某類事物(范疇) 的代表性相類似，就直觀地推斷出該事物歸屬于這一類[5]?！叭粘Ｉ钪?，人們根據(jù)既有經(jīng)驗(yàn)為各類事物塑造它們各自的原型，它具有該群體的典型特征和最大代表性。作決策時(shí)，人們僅需將事物與各個(gè)原型相對(duì)照，一旦匹配就將其歸入該原型代表的范疇。或者說(shuō)，代表性啟發(fā)式就是將決策選項(xiàng)的特征與刻板印象進(jìn)行比較，確定最為相似選項(xiàng)的認(rèn)知過(guò)程。”[7]對(duì)此，莊錦英認(rèn)為，“從心理學(xué)意義上講，代表性啟發(fā)式就是運(yùn)用刻板印象作決策的策略”[7]?？贪逵∠髮?shí)際上是一種“心理功能裝置”[8]，“是大腦對(duì)社會(huì)信息的一種自動(dòng)的類別化加工過(guò)程”[9]，“具有促進(jìn)認(rèn)知加工、節(jié)省認(rèn)知資源的功效”[8]。當(dāng)然，基于刻板印象來(lái)作決策，必然會(huì)出現(xiàn)決策誤差。

代表性啟發(fā)式是普通人在決策過(guò)程中常用的一種認(rèn)知策略。如果這種認(rèn)知策略被失地農(nóng)民應(yīng)用到“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”的決策中，那么在失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中，必然存在一個(gè)有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的原型，即失地農(nóng)民對(duì)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”會(huì)有一些典型特征的認(rèn)識(shí)。失地農(nóng)民在利用代表性啟發(fā)式進(jìn)行決策時(shí)，如果意識(shí)到自身具備該原型所具有的典型特征，那么“就會(huì)更高概率地將自己判定為再就業(yè)培訓(xùn)參與者的一員”。換言之，失地農(nóng)民就更有可能做出“參與再就業(yè)培訓(xùn)”的決策。

為此，本研究擬開(kāi)展一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)，以確定在失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中是否存在這樣的一個(gè)原型，即對(duì)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”是否有一些典型特征的認(rèn)識(shí)。對(duì)于這些典型特征的認(rèn)識(shí)，事實(shí)上也就是所謂的刻板印象。鑒于性別、年齡和受教育水平是一個(gè)人的基本屬性，本研究將著重分析失地農(nóng)民對(duì)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”在這三個(gè)屬性上的刻板印象，及其對(duì)“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”這一決策的影響。如果存在這樣的影響，那么意味著失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中存在“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的原型，并基于該原型在“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)的決策”中使用了代表性啟發(fā)式。而“利用好”或“采取一些積極措施完善或重新塑造”這一原型，不僅可以有效提高再就業(yè)培訓(xùn)工作的效能，還可以幫助失地農(nóng)民做出更加理性的再就業(yè)培訓(xùn)參與決策，以促進(jìn)他們充分再就業(yè)和順利城鎮(zhèn)化。

二、研究方法

筆者擬基于情境技術(shù)(vignettes technique)開(kāi)展一項(xiàng)實(shí)驗(yàn)研究，因?yàn)椴灰蕾囉谇榫车臎Q策是不存在的[10]?；诜移?Finch)的定義，情境技術(shù)就是被假想出來(lái)的一些特定場(chǎng)景中的人物故事，被試一般被要求基于故事的場(chǎng)景來(lái)回答相關(guān)的問(wèn)題。[11]情境技術(shù)是一種方法，令被試對(duì)具有特定場(chǎng)景和環(huán)境的故事進(jìn)行反應(yīng)或評(píng)論，引發(fā)他們對(duì)相關(guān)事物的看法、觀點(diǎn)、信仰和態(tài)度。[12]謝錚等人認(rèn)為，情境技術(shù)“能夠盡可能還原社會(huì)場(chǎng)景，節(jié)約調(diào)查成本，有助于全面展現(xiàn)問(wèn)題背景，給被調(diào)查者提供一個(gè)具體的社會(huì)情境。其具有較好的內(nèi)在效度，特別適合于調(diào)查人們的信念、價(jià)值觀和規(guī)范等主觀而復(fù)雜的問(wèn)題”，是“社會(huì)科學(xué)調(diào)查中能較好地對(duì)人群觀點(diǎn)、態(tài)度和行為進(jìn)行客觀測(cè)量和比較的一種方法”[13]。社會(huì)學(xué)研究中，情境技術(shù)主要應(yīng)用于三種場(chǎng)景：一是探索特定情境下的行為；二是厘清人們的評(píng)價(jià)或判斷(特別是在道德兩難情境下的判斷)；三是提供一種研究敏感話題的方式，基于這種研究方式可大幅減少人為因素帶來(lái)的干擾。[12]

(一)實(shí)驗(yàn)材料的設(shè)計(jì)

實(shí)驗(yàn)材料以紙質(zhì)問(wèn)卷的形式呈現(xiàn)，包括以下幾個(gè)部分：

(1)有關(guān)人口變量的調(diào)查內(nèi)容，涉及“性別”“受教育水平”“年齡”“戶籍狀況”以及“近三十年來(lái)家中被征地情況”。

(2)基于情境技術(shù)及實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)的思想，設(shè)計(jì)了一段材料：

A是城郊一農(nóng)民，女/男(角色性別變量)，今年30/40/50歲(角色年齡變量)，小學(xué)/初中(角色受教育水平變量) 文化水平。A家里原有8畝地。去年因城市發(fā)展，家中的土地全部被征用，目前家中已無(wú)土地可耕種。因土地被征用，政府按照4萬(wàn)元/畝的標(biāo)準(zhǔn)，給A及家人一次性補(bǔ)償32萬(wàn)元，并按國(guó)家政策為A及家人繳納了“農(nóng)村養(yǎng)老保險(xiǎn)”。

該材料包含三個(gè)自變量：一是角色性別，包括“男”“女”兩個(gè)水平；二是角色年齡，包括“30歲”“40歲”“50歲”三個(gè)水平；三是角色受教育水平，包括“小學(xué)”“初中”兩個(gè)水平。根據(jù)這三個(gè)自變量的不同水平，形成2×3×2合計(jì)12個(gè)版本的被試間實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)材料。通過(guò)這三個(gè)自變量的設(shè)置，探究情境材料中角色的性別、年齡和受教育水平三個(gè)因素對(duì)失地農(nóng)民的“參與再就業(yè)培訓(xùn)”決策是否有影響，并比較不同群組的失地農(nóng)民在決策結(jié)果上的異同。

實(shí)驗(yàn)采用角色模擬啟動(dòng)范式，通過(guò)“如果你是A，是否會(huì)報(bào)名參與再就業(yè)培訓(xùn)”這一問(wèn)題獲得被試的決策行為反應(yīng)。被試的決策行為反應(yīng)即因變量，有“參與”和“不參與”兩個(gè)值。

(二)施測(cè)程序及樣本分布

每個(gè)版本的問(wèn)卷印140份，12個(gè)版本合計(jì)印制問(wèn)卷1680份。將這些問(wèn)卷打亂后隨機(jī)發(fā)放給目前在長(zhǎng)三角地區(qū)(上海、蘇州、無(wú)錫、杭州)勞動(dòng)力市場(chǎng)中的求職人群。根據(jù)“戶籍狀況”與“近三十年來(lái)家中被征地情況”篩選出“失地農(nóng)民”樣本。首先，剔除戶籍為“一直就是城鎮(zhèn)戶口”的全部樣本；其次，剔除“近三十年來(lái)家中被征地情況”為“無(wú)”的樣本。經(jīng)過(guò)兩次篩選，剩下的樣本就被界定為“失地農(nóng)民”。

篩選后最終獲得失地農(nóng)民有效樣本430份。這些樣本在人口變量上的分布情況是：(1)性別方面，男性有178人，占總體的41.4%，女性有252人，占總體的58.6%；(2)年齡方面，25歲以下的有89人，占總體的20.7%，25～35歲的有266人，占總體的61.9%，35歲以上的有75人，占總體的17.4%；(3)受教育水平方面，初中及以下水平的有118人，占總體的27.4%，中專、技校、職高或高中水平的有217人，占總體的50.5%，大專及以上水平的有95人，占總體的22.1%。

這些樣本在模擬角色的三個(gè)自變量上的分布情況是：(1)297人模擬角色性別為女性，占總體的69.1%，133人模擬角色性別為男性，占總體的30.9%；(2)194人模擬角色年齡為30歲，占總體的45.1%，143人模擬角色年齡為40歲，占總體的33.3%，93人模擬角色年齡為50歲，占總體的21.6%；(3)237人模擬角色受教育水平為小學(xué)，占總體的55.1%，193人模擬角色受教育水平為初中，占總體的44.9%。

(三)數(shù)據(jù)處理

由于“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”的決策是一個(gè)二值響應(yīng)的類別變量，本研究采用二值響應(yīng)Logistic回歸分析來(lái)建構(gòu)模型(見(jiàn)表1)。

表1 二值響應(yīng)Logistic回歸方程中的啞變量

模型中，以變量Y(參與再就業(yè)培訓(xùn)的決策，值編碼：0=不參與，1=參與)為因變量，以X1(被試性別，值編碼：0=女，1=男)、X2(被試年齡，值編碼：1=25歲以下，2=25～35歲，3=35歲以上)、X3(被試受教育水平，值編碼：1=初中及以下，2=中專、技校、職高或高中，3=大專及以上)、X4(角色性別，值編碼：0=女，1=男)、X5(角色年齡，值編碼：1=30歲，2=40歲，3=50歲)、X6(角色受教育水平，值編碼：0=小學(xué)，1=初中)為解釋變量(自變量)，同時(shí)考察X4與X5，X4與X6，X5與X6，X4、X5與X6之間的交互作用。其中X1、X4、X6為虛擬變量；X2、X3和X5被設(shè)置為啞變量。

三、結(jié)果分析

(一)模擬情境下失地農(nóng)民及各群組再就業(yè)培訓(xùn)參與比率分析

在上述情境下的決策模擬實(shí)驗(yàn)中，430名失地農(nóng)民關(guān)于“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”這一問(wèn)題的決策行為反應(yīng)結(jié)果如表2所示：314人選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)這一選項(xiàng)，占總體的比率(即再就業(yè)培訓(xùn)的參與比率，以下簡(jiǎn)稱“參與比率”)為73. 0%；選擇“不參與”選項(xiàng)的失地農(nóng)民僅有116人，占總體的比率為27.0%。χ2檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的人員比率顯著高于“不參與”再就業(yè)培訓(xùn)的人員比率(χ2=91.172，df=1，p<0.001)。

根據(jù)模擬角色的性別、受教育水平及年齡的不同，本研究區(qū)分了多個(gè)亞群體。各個(gè)亞群體在再就業(yè)培訓(xùn)上的參與比率及差異性統(tǒng)計(jì)檢測(cè)結(jié)果如下：

表2 失地農(nóng)民及各群組再就業(yè)培訓(xùn)參與比率和χ2檢驗(yàn)值

(1)模擬角色的性別方面，女性條件下的參與比率是68.7%，男性條件下的參與比率是82.7%，二者間的差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性(χ2=9.166，df=1，p=0.002)。相比而言，模擬角色的性別為男性條件下的參與比率顯著高于女性條件下的參與比率。

(2)模擬角色的受教育水平方面，小學(xué)條件下的參與比率是69.2%，初中條件下的參與比率是77.7%，二者間的差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性(χ2=3.922，df=1，p=0.048)。相比而言，模擬角色的受教育水平為小學(xué)條件下的參與比率顯著低于初中條件下的參與比率。

(3)模擬角色的年齡方面，30歲條件下的參與比率是70.1%，40歲條件下的參與比率是76.2%，50歲條件下的參與比率是74.2%。三種條件下的參與比率差異未達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性(χ2=1.648，df=2，p=0.439)。

(二)影響失地農(nóng)民參與再就業(yè)培訓(xùn)活動(dòng)的因素分析

1.二值響應(yīng)Logistic回歸模型的建構(gòu)

二值響應(yīng)Logistic回歸的計(jì)算過(guò)程在第5步迭代時(shí)結(jié)束，最終被納入回歸方程式的變量有X1、X4、X5、X6、X5×X6?；貧w結(jié)果為

Logit(P) =ln[P/ (1-P) ]

=-2.168X5(1)-1.320X5(2)-1.965X6

+3.414X5(1)×X6+2.020X5(2)×X6

+0.603X4+0.405X1+1.68

模型的Hosmer-Lemeshow 擬合優(yōu)度指標(biāo)為1.680，自由度為7，顯著性水平為0.975，表明統(tǒng)計(jì)不顯著，說(shuō)明模型較好地?cái)M合了數(shù)據(jù)。同時(shí)，模型的卡方檢驗(yàn)值為42.269，自由度為7，顯著性水平小于0.001，說(shuō)明模型整體檢驗(yàn)非常顯著，模型中的自變量可以較好地預(yù)測(cè)因變量事件(參與培訓(xùn))是否發(fā)生。

2.基于回歸模型的影響因素分析

基于回歸模型及相關(guān)參數(shù)(見(jiàn)表3)，可確定回歸方程式中各變量對(duì)失地農(nóng)民參與再就業(yè)培訓(xùn)決策的影響情況。

表3 二值響應(yīng)Logistic回歸方程中的主要參數(shù)

(1)X4(角色性別)的Wald值為4.536，df=1，p=0.033<0.05，Exp(β)=1.828。也就是說(shuō)，模擬角色的性別顯著影響被試的決策行為。根據(jù)Exp(β)值可以確定，在其它解釋變量不變的情況下，當(dāng)模擬角色的性別為男性時(shí)，失地農(nóng)民選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的發(fā)生比是模擬角色的性別為女性時(shí)的1.828倍。換言之，當(dāng)模擬角色的性別為男性時(shí)，失地農(nóng)民更傾向于選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)。

(2)X5(角色年齡)的Wald值為15.922，df=2，p<0.001。也就是說(shuō)，模擬角色的年齡顯著影響被試的決策行為。模擬角色的年齡為30歲時(shí)Exp(β)=0.114，模擬角色的年齡為40歲時(shí)Exp(β)=0.267，即在其它解釋變量不變的情況下，當(dāng)模擬角色的年齡為30歲時(shí)，失地農(nóng)民選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的發(fā)生比是模擬角色年齡為50歲的0.114倍；而模擬角色的年齡為40歲時(shí)，失地農(nóng)民選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的發(fā)生比是模擬角色年齡為50歲的0.267倍。換言之，失地農(nóng)民模擬角色的年齡越大，選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的可能性就越大。

(3)X6(角色受教育水平)的Wald值為8.586，df=1，p=0.003<0.05，Exp(β)=0.140。也就是說(shuō)，模擬角色的受教育水平顯著影響被試的決策行為。根據(jù)Exp(β)值可以確定，在其它解釋變量不變的情況下，當(dāng)模擬角色的受教育水平為初中時(shí)，失地農(nóng)民選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的發(fā)生比是模擬角色受教育水平為小學(xué)的0.140倍。換言之，當(dāng)模擬角色的受教育水平為小學(xué)時(shí)，失地農(nóng)民更傾向于選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)。

(4) X5(角色年齡)和X6(角色受教育水平)交互作用的Wald值為21.179，df=2，p<0.001。也就是說(shuō)，模擬角色的受教育水平與年齡對(duì)被試參與再就業(yè)培訓(xùn)的決策行為有著顯著的交互影響。表2數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)模擬角色的受教育水平為小學(xué)時(shí)，角色年齡在30歲、40歲和50歲時(shí)的培訓(xùn)參與比率分別是56.6%、74.7%和91.7%，三者之間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性差異(χ2=17.782，df=2，p<0.001)，并且呈現(xiàn) “角色年齡越大，培訓(xùn)參與比率就越大”的趨勢(shì)；當(dāng)模擬角色的受教育水平為初中時(shí)，角色年齡在30歲、40歲和50歲時(shí)的參與比率分別是86.4%、76.2%和63.2%，三者之間存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性差異(χ2=10.835，df=2，p=0.004)，并且呈現(xiàn)“角色年齡越大，培訓(xùn)參與比率就越小”的趨勢(shì)。

四、討 論

根據(jù)上述分析可以概括如下主要結(jié)果：第一，本次基于情境技術(shù)的決策模擬實(shí)驗(yàn)中，失地農(nóng)民選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的比率(73.0%)顯著高于選擇“不參與”的比率(27.0%)。第二，對(duì)不同群組失地農(nóng)民的培訓(xùn)參與比率進(jìn)行χ2檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，角色性別及角色受教育水平顯著影響失地農(nóng)民是否參與再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。第三，基于二值響應(yīng)Logistic回歸分析可以確定，角色性別、角色受教育水平和角色年齡在其它解釋變量不變的情況下，對(duì)失地農(nóng)民是否參與再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇都具有顯著性影響；角色年齡與角色受教育水平之間存在顯著的交互效應(yīng)。

上述結(jié)果的發(fā)現(xiàn)，一方面增進(jìn)了我們對(duì)失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策影響因素的認(rèn)識(shí)；另一方面證實(shí)了失地農(nóng)民會(huì)基于代表性啟發(fā)式來(lái)進(jìn)行再就業(yè)培訓(xùn)參與決策，即失地農(nóng)民的認(rèn)知中存在“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的認(rèn)知原型，這一原型的存在會(huì)影響該群體進(jìn)行再就業(yè)培訓(xùn)的參與決策?！袄煤谩被颉安扇∫恍┓e極措施完善或重新塑造”失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的認(rèn)知原型，一方面可以有效提高再就業(yè)培訓(xùn)工作的效能，另一方面可以促進(jìn)失地農(nóng)民做出更加理性的再就業(yè)培訓(xùn)參與決策?？傮w而言，本研究具有重要的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。

(一)理論意義

1.增進(jìn)我們對(duì)失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策影響因素的認(rèn)識(shí)

如上所述，73%的失地農(nóng)民對(duì)政府組織的再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目是樂(lè)于接受的。這意味著，在忽略現(xiàn)實(shí)影響因素且只考慮實(shí)驗(yàn)條件的情況下，“參與”再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目是一個(gè)更具有價(jià)值和吸引力的選項(xiàng)。與此同時(shí)，失地農(nóng)民選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的比率顯著受到角色性別、角色教育水平和角色年齡的影響；角色受教育水平與角色年齡之間存在顯著的交互效應(yīng)。

首先，失地農(nóng)民模擬的角色性別顯著影響其對(duì)再就業(yè)培訓(xùn)的參與決策。χ2檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模擬角色的性別為男性的再就業(yè)培訓(xùn)參與比率(82.7%)顯著高于女性的再就業(yè)培訓(xùn)參與比率(68.7%)。二值響應(yīng)Logistic回歸分析也發(fā)現(xiàn)，在其它解釋變量不變的情況下，當(dāng)模擬角色的性別為男性時(shí)，失地農(nóng)民選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的發(fā)生比是模擬角色的性別為女性時(shí)的1.828倍。由此可見(jiàn)，在模擬決策實(shí)驗(yàn)情境中，角色性別為男性時(shí)失地農(nóng)民更傾向于做出“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。

其次，失地農(nóng)民模擬角色的受教育水平顯著影響其對(duì)再就業(yè)培訓(xùn)的參與決策。χ2檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模擬角色的受教育水平為小學(xué)的再就業(yè)培訓(xùn)參與比率(9.2%)顯著低于初中的再就業(yè)培訓(xùn)參與比率(77.7%)。二值響應(yīng)Logistic回歸分析也發(fā)現(xiàn)，角色受教育水平會(huì)影響失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)的參與比率。但與χ2檢驗(yàn)結(jié)果不同的是，在其它解釋變量不變的情況下，角色受教育水平為小學(xué)時(shí)，失地農(nóng)民更傾向于做出“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。之所以結(jié)果出現(xiàn)不一致，可能是因?yàn)榻巧芙逃脚c其它因素存在交互效應(yīng)。這種交互效應(yīng)可能會(huì)扭曲(強(qiáng)化或弱化)、掩蓋自變量對(duì)因變量的影響。相比χ2檢驗(yàn)，二值響應(yīng)Logistic回歸分析結(jié)果反映的是自變量在恒定其它變量、剔除交互效應(yīng)之后所呈現(xiàn)的影響。換言之，二值響應(yīng)Logistic回歸分析的結(jié)果更能反映角色受教育水平對(duì)失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與比率的真實(shí)影響，即在其它解釋變量不變的情況下，當(dāng)模擬角色的受教育水平為小學(xué)時(shí)，失地農(nóng)民更傾向于做出參與再就業(yè)培訓(xùn)的選擇。而χ2檢驗(yàn)的結(jié)果無(wú)法剔除其它因素的干擾效應(yīng)，可能會(huì)掩蓋真實(shí)效應(yīng)，并導(dǎo)致研究者做出錯(cuò)誤的結(jié)論。

再次，失地農(nóng)民模擬的角色年齡顯著影響其對(duì)再就業(yè)培訓(xùn)的參與決策。二值響應(yīng)Logistic回歸分析結(jié)果顯示，在其它解釋變量不變的情況下，角色年齡越大，失地農(nóng)民越傾向于做出“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。值得注意的是，在χ2檢驗(yàn)結(jié)果中，角色年齡對(duì)“培訓(xùn)參與比率”沒(méi)有顯著性影響。之所以出現(xiàn)這一結(jié)果，同樣可能是因?yàn)榇嬖诮换バ?yīng)。也就是說(shuō)，角色年齡也有可能與其它變量之間存在交互效應(yīng)，這種交互效應(yīng)可能會(huì)扭曲(強(qiáng)化或弱化)、掩蓋角色年齡這一自變量對(duì)因變量的真實(shí)影響。

最后，研究結(jié)果顯示，角色受教育水平和角色年齡兩個(gè)因素之間存在顯著的交互效應(yīng)。該結(jié)果充分驗(yàn)證了上述兩個(gè)假設(shè)的存在，即的確有變量與角色受教育水平存在交互效應(yīng)，也的確有變量與角色年齡存在交互效應(yīng)。事實(shí)上，交互效應(yīng)存在于角色受教育水平和角色年齡兩個(gè)變量之間。進(jìn)一步分析該交互效應(yīng)發(fā)現(xiàn)：在模擬角色受教育水平為小學(xué)時(shí)，模擬角色的年齡越大，失地農(nóng)民越傾向于做出“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇；在模擬角色受教育水平為初中時(shí)，模擬角色的年齡越大，失地農(nóng)民越傾向于做出“不參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。

2.證實(shí)失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中存在影響是否參與再就業(yè)培訓(xùn)的原型

根據(jù)代表性啟發(fā)式的理論觀點(diǎn)，人們經(jīng)常會(huì)運(yùn)用刻板印象來(lái)進(jìn)行決策。失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中可能存在一些有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的刻板印象，即“具有某些典型特征的失地農(nóng)民更應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)” 的觀念。若這一假設(shè)成立，那么模擬角色具備這些刻板印象所描述的典型特征時(shí)，作為被試的失地農(nóng)民就更傾向于認(rèn)為模擬角色應(yīng)做出“參與”再就業(yè)培訓(xùn)的行為選擇。根據(jù)上述研究結(jié)果，本研究認(rèn)為失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中可能存在以下刻板印象。

刻板印象一：相比女性失地農(nóng)民，男性失地農(nóng)民更應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)。

之所以形成這樣的刻板印象，可能是因?yàn)樯鐣?huì)賦予男女不同的角色。作為一個(gè)具有幾千年農(nóng)耕文明和儒家文化傳統(tǒng)的國(guó)家，傳統(tǒng)“男耕女織”“男主外女主內(nèi)”的性別角色分工，以及“賢妻良母”的性別角色定位對(duì)性別分工模式具有廣泛深遠(yuǎn)的影響。[14]在傳統(tǒng)社會(huì)，女性往往更多地被賦予“家庭照顧者”的角色，男性則更多地被賦予“賺錢(qián)養(yǎng)家者”的角色。盡管社會(huì)已邁入新時(shí)代，但“照顧者呈女性化的趨勢(shì)并未隨著社會(huì)發(fā)展而發(fā)生質(zhì)的改變”[15]。尤其是在一個(gè)家庭特別需要一名照顧者時(shí)(比如家中有年幼的孩子、年邁的老人或無(wú)法自理的病人)，往往是女性而不是男性更有可能犧牲外出就業(yè)的機(jī)會(huì)。由此可見(jiàn)，基于社會(huì)對(duì)男女不同的性別角色分工，相比女性而言，男性更需要外出就業(yè)，也因此更需要通過(guò)“參與”再就業(yè)培訓(xùn)來(lái)提升自己的就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

刻板印象二：相比初中教育水平的失地農(nóng)民，小學(xué)教育水平的失地農(nóng)民更應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)。

錢(qián)芳等人研究發(fā)現(xiàn)，“高教育水平可使勞動(dòng)力有機(jī)會(huì)獲得更好、收入更高、勞動(dòng)時(shí)間更短的工作”[16]。換言之，受教育水平越高，就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力就越高，也就越有可能獲得優(yōu)質(zhì)的工作；反之，受教育水平越低，就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力就越低，獲得優(yōu)質(zhì)工作的機(jī)會(huì)也相應(yīng)越小。因此，受教育水平為小學(xué)的失地農(nóng)民就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力相對(duì)較低，他們?nèi)粝胩岣呔蜆I(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，獲得更優(yōu)質(zhì)的就業(yè)機(jī)會(huì)，就更需要“參與”再就業(yè)培訓(xùn)。

刻板印象三：相比年齡小的失地農(nóng)民，年齡大的失地農(nóng)民更應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)。

職場(chǎng)中到處充斥著年齡偏見(jiàn)和歧視?！氨M管年齡偏見(jiàn)包含對(duì)任何年齡段的歧視，但是年老員工更容易受到年齡歧視?！盵17]對(duì)于年老員工，盡管存在一些積極的認(rèn)知，比如年老員工更可靠、誠(chéng)實(shí)、可信、忠誠(chéng)和友善，但更普遍的看法是年老員工腦力、體力、競(jìng)爭(zhēng)力、適應(yīng)能力以及靈活性不如年輕員工。[18]中國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)是二元格局，即有一級(jí)市場(chǎng)和二級(jí)市場(chǎng)。失地農(nóng)民進(jìn)入城市就業(yè)，更多的是在二級(jí)市場(chǎng)。二級(jí)市場(chǎng)進(jìn)入門(mén)檻低，對(duì)知識(shí)、技能及經(jīng)驗(yàn)的要求較少，往往對(duì)體力、耐力、靈活性等生理機(jī)能要求較高。隨著生理年齡的增加，失地農(nóng)民的身體機(jī)能必然有所下降，這使得他們的就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力也相應(yīng)下滑。正因如此，年齡大的失地農(nóng)民更需要通過(guò)參與再就業(yè)培訓(xùn)來(lái)提高就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

刻板印象四：受教育水平為小學(xué)的失地農(nóng)民，年齡越大，越應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)；受教育水平為初中的失地農(nóng)民，年齡越小，越應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)。

之所以形成這樣的刻板印象，其潛在原因是，受教育水平為初中的失地農(nóng)民已經(jīng)初步具備了從事一些相對(duì)高端就業(yè)崗位的潛能，如果趁著年輕，通過(guò)培訓(xùn)來(lái)豐富一下知識(shí)、提高一下能力，那么就有可能獲得在相對(duì)高端就業(yè)崗位工作的機(jī)會(huì)；因而年齡較小、受教育水平為初中的失地農(nóng)民，往往被認(rèn)為更應(yīng)該去接受再就業(yè)培訓(xùn)。而那些受教育水平為小學(xué)的失地農(nóng)民很難通過(guò)培訓(xùn)獲得在高端就業(yè)崗位工作的機(jī)會(huì)。因此，年齡較小的、受教育水平為小學(xué)的失地農(nóng)民，更傾向于被認(rèn)為“應(yīng)該趁著年輕、生理機(jī)能較好的時(shí)候，直接去二級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)求職”。而年齡較大、受教育水平為小學(xué)的失地農(nóng)民，會(huì)被認(rèn)為“因?yàn)樯頇C(jī)能的衰退，直接去二級(jí)勞動(dòng)力市場(chǎng)尋找就業(yè)崗位，可能已不具有就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力了；所以最好先參與再就業(yè)培訓(xùn)提升一下就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力”，培訓(xùn)后就業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力將會(huì)有一定程度的提高，這時(shí)再去求職，成功的可能性就會(huì)更大。

由此可見(jiàn)，失地農(nóng)民在模擬情境下進(jìn)行“是否參與再就業(yè)培訓(xùn)”決策時(shí)，所模擬角色的性別、受教育水平和年齡都是重要的影響變量。這種影響在一定程度上反映了失地農(nóng)民對(duì)“哪些人更應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)”存在一些有關(guān)性別、受教育水平和年齡的刻板印象。換言之，失地農(nóng)民的認(rèn)知系統(tǒng)中可能存在有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的原型。該原型有著與性別、受教育水平和年齡相關(guān)的典型特征。當(dāng)失地農(nóng)民有著與原型同樣或相似的典型特征時(shí)，就會(huì)將自己歸類為“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”，從而更高比率地選擇“參與”再就業(yè)培訓(xùn)。

(二)實(shí)踐價(jià)值

在個(gè)體決策中，代表性啟發(fā)式的應(yīng)用具有促進(jìn)認(rèn)知加工、節(jié)省認(rèn)知資源的功效，但也不可避免地會(huì)導(dǎo)致決策偏差。因此，如果忽視了失地農(nóng)民這種“因?yàn)槭褂昧苏J(rèn)知策略而導(dǎo)致的決策偏差”，那么一些真正需要參與再就業(yè)培訓(xùn)的失地農(nóng)民就可能錯(cuò)過(guò)培訓(xùn)機(jī)會(huì)。最終的結(jié)果必然是：政府部門(mén)為失地農(nóng)民提供“再就業(yè)培訓(xùn)”這一公共服務(wù)的“效能”和“參與比率”都會(huì)很低，“促進(jìn)該群體充分再就業(yè)”的目標(biāo)也將難以達(dá)成。

如果能夠認(rèn)識(shí)到失地農(nóng)民在再就業(yè)培訓(xùn)參與決策中會(huì)使用代表性啟發(fā)式，并能夠充分認(rèn)識(shí)到代表性啟發(fā)式利用的“認(rèn)知原型”所具有的典型特征(即刻板印象)，那么對(duì)于政府再就業(yè)培訓(xùn)公共服務(wù)部門(mén)及再就業(yè)培訓(xùn)機(jī)構(gòu)而言，一方面可以充分利用代表性啟發(fā)式的作用機(jī)制來(lái)提升再就業(yè)培訓(xùn)工作的效能；另一方面可以采取有針對(duì)性的干預(yù)措施來(lái)幫助失地農(nóng)民規(guī)避因使用代表性啟發(fā)式的認(rèn)知策略而出現(xiàn)的各種決策偏差。

(1)充分利用代表性啟發(fā)式的作用機(jī)制提升再就業(yè)培訓(xùn)工作的效能。本研究認(rèn)為，可利用失地農(nóng)民認(rèn)知系統(tǒng)中存在的刻板印象來(lái)提高失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)的參與比率。尤其是在資源有限的情況下，可優(yōu)先將資源(如宣傳資源)投放到那些被失地農(nóng)民認(rèn)為“最應(yīng)當(dāng)參與再就業(yè)培訓(xùn)”的人群中，如“男性失地農(nóng)民”“年齡較大的失地農(nóng)民”(尤其是小學(xué)教育水平者)、“小學(xué)教育水平的失地農(nóng)民”(尤其是年長(zhǎng)者)，以及“年齡較小、初中教育水平的失地農(nóng)民”。那么失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)工作，尤其是招生報(bào)名工作的效能將會(huì)大幅度提高，失地農(nóng)民的“再就業(yè)培訓(xùn)參與比率”也會(huì)相應(yīng)提升。

(2)采取有針對(duì)性的干預(yù)措施幫助失地農(nóng)民規(guī)避因使用代表性啟發(fā)式的認(rèn)知策略而出現(xiàn)的各種決策偏差。從長(zhǎng)遠(yuǎn)的角度而言，要“建構(gòu)全方位的再就業(yè)培訓(xùn)系統(tǒng)，鼓勵(lì)更多有需要的失地農(nóng)民來(lái)參與再就業(yè)培訓(xùn)”，首先，必須深入分析失地農(nóng)民的認(rèn)知原型中有哪些不利于個(gè)體積極選擇參與再就業(yè)培訓(xùn)的刻板印象，以及這些刻板印象背后的形成機(jī)制；其次，尋找相應(yīng)的干預(yù)對(duì)策，如塑造典型案例、積極宣傳等，以打破失地農(nóng)民認(rèn)知系統(tǒng)中存在的那些不利于個(gè)體理性進(jìn)行再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的刻板印象，同時(shí)幫助他們形成正確的、積極的、有利于理性進(jìn)行再就業(yè)培訓(xùn)決策的認(rèn)知觀念。

(三)不足與展望

1.研究不足

本研究致力于探索失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的認(rèn)知原型。由于研究資源的有限性，本次實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)僅考慮到三個(gè)自變量，即角色性別、角色年齡和角色受教育水平。也就是說(shuō)，本研究對(duì)失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”認(rèn)知原型的典型特征分析也僅限于這三個(gè)自變量。顯然，這不是失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”認(rèn)知原型的全部特征。失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”的認(rèn)知原型，除了具有上述三個(gè)方面的典型特征之外，在婚姻狀況、子女情況、經(jīng)濟(jì)水平和工作經(jīng)歷等方面，是否也具有一些典型特征，還需要進(jìn)一步探索。

影響失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的因素中，除了個(gè)體自身的認(rèn)知因素，可能還有需求、情感、價(jià)值觀和性格等個(gè)體心理因素。而再就業(yè)培訓(xùn)項(xiàng)目本身的特征、社會(huì)文化習(xí)俗和相關(guān)政策法規(guī)等外在因素，也可能會(huì)影響失地農(nóng)民的再就業(yè)培訓(xùn)參與決策。這些內(nèi)容在后續(xù)研究中有待進(jìn)一步探討。

2.未來(lái)展望

影響失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的因素很多。本研究認(rèn)為，值得進(jìn)一步探索的問(wèn)題有：(1)在認(rèn)知原型方面，可以引入更多的自變量，設(shè)計(jì)更多的決策實(shí)驗(yàn)情境，以豐富我們對(duì)失地農(nóng)民有關(guān)“再就業(yè)培訓(xùn)參與者”這一認(rèn)知原型的認(rèn)識(shí)。(2)除對(duì)認(rèn)知原型進(jìn)行研究外，有必要探討其它一些可能會(huì)影響失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的因素，包括認(rèn)知因素之外的一些個(gè)體心理因素(如需求、情感、價(jià)值觀和性格等)，以及項(xiàng)目本身特征、社會(huì)文化習(xí)俗和相關(guān)政策法規(guī)等外在因素。此外，對(duì)“這些因素如何共同作用于失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與決策的影響機(jī)制”，以及“如何應(yīng)用這些研究成果以促進(jìn)再就業(yè)培訓(xùn)工作的有效開(kāi)展、提高失地農(nóng)民再就業(yè)培訓(xùn)參與比率”等問(wèn)題也需積極探索。