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摘 要 “谁来种地”“如何种地”已经成为制约现代农业发展的重要瓶颈。大力培育新型职业农民有助于改变中国农村的社会面貌。陕西省作为2014年确定的全国新型职业农民“整省推进”的两个省份之一，在培育实践中为全国新型职业农民培育工作做出了典范。以陕西关中地区数据为第一手资料，利用二元logistic回归模型对农民接受新型职业农民培训意愿及影响因素进行研究分析，结果表明，文化程度、土地经营规模、家庭总人口数、农户提高收入的信心以及对政策关注程度等对农民参与新型职业农民培训具有重要影响。
关键词 新型职业农民；培训意愿；影响因素；关中地区
中图分类号 G725 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2016）21-0055-05
一、引言
（一）政策背景
随着我国新型城镇化、工业化、信息化和农业现代化的推进，农民作为庞大主体阶层，正在经历着史无前例的快速分化。职业转变是农民分化的逻辑起点和关键因素；地域迁移是职业转移成功后的必然要求和改变身份的必经环节；身份变更是职业转移、地域迁移的最终结果和完成分化的最终标志。因此，农民职业化是这一分化过程的社会保证。
农民职业化就是职业农民专业化的过程。所谓职业农民就是以市场运作实现利润最大化为目的、以农业为稳定职业、具有较高素质和社会责任的农民。职业农民不是一种身份，而是一种职业，是一种有文化、懂技术、善经营、会管理的农业生产者。我国政府高度重视农民职业化问题，早在2005年，农业部在《关于实施农村实用人才培养“百万中专生计划”的意见》中首次提出培养职业农民。从此，职业农民进入了大众的视野，并且越来越受到政府和社会的关注。2014年7月4日全国新型职业农民培育工程在京正式启动，大力培育新兴职业农民是解决“谁来种地、如何种好地”问题的根本途径，是深化农村改革、构建新型农业经营体系的重大举措。
陕西是较早开展职业农民培育工作的省份，2011年以来，陕西省经过调研和试点，先后制定了《新型职业农民培育整省推进工作方案》《新型职业农民培育绩效考评试行办法》《新型职业农民培育认定管理办法》等规范性文件，完成职业农民教育培训、认定管理、政策扶持等系统的政策设计后，各级按照《新型职业农民教育培训大纲》要求，全面实施职业农民教育培训工作，拉开了新型职业农民培育整省推进工作的大幕。陕西省新型职业农民培育工程总体路径和模式已经形成，并具有广泛影响。但经过实地调查走访发现，部分农民对培训缺乏信任和热情，为此研究何种因素影响农民参与培育工程的意愿具有重要现实意义。
（二）相关研究简述
目前，国内学术界对新型职业农民培育关注度日益升温，许多学者对不同地区的相关情况进行调查和研究，并取得不少实用性的研究成果。吴祖新[1]等利用宁波市的问卷调查数据，总结了发达地区农民科技培训的特点，发现了农民对农业科技培训的时间、地点、季节等存在偏好，较为喜欢短、平、快的短期培训方式，并提出了强化农民培训的需求瞄准机制、着重抓好核心农户的培训等建议。石火培、成新华[2]等以苏中地区为例，分析了学历、平均收入以及费用分担模式对农民参加培训的重要影响。马寅生[3]和何建斌[4]等就农村实用性人才的培训层次和体系进行了分析，认为要针对不同年龄、学历、技能的农村实用型人才进行有的放矢的职业培训。田兴国[5]等则针对农民现代远程教育培训意愿，通过数据分析发现愿意接受的培训时间、是否参加农民专业合作社、愿意接受的培训费用、农村远程教育设施数量、文化程度与农民参与培训的意愿呈正相关，操作电脑和网络的水平、授课时间等与农民参与培训意愿成负相关。
由于新型职业农民培育工作尚处于起步阶段，对该问题的研究多停留在其内涵定义和制度层面上。而与传统的教育培训相比，新型职业农民培育具有特殊之处，对农户参与培育工程意愿的实证研究并不多。
二、数据来源与样本特征
（一）样本选择
本研究的样本是在2015年8月从陕西省关中地区的西安市、咸阳市、宝鸡市和渭南市随机抽取了4个县（区），包括杨凌区、西安市高陵县、渭南市临渭区、宝鸡市凤翔县。另外，宝鸡市陈仓区作为补充样本获取地。每县随机抽取2个乡镇进行调研，发放问卷420份，全部收回，其中有效问卷357份，有效率为85%。最终样本主要由具有农村户口，长期居住在农村，以从事种植业、养殖业等农业生产经营为主，社会组织化程度较低，有一定文化素质、具有学习能力和接受新事物能力的农民组成，具有一定的代表性。
（二）样本特征
样本的基本特征见表1。从样本性别分布看，男性249例，占69.7%，女性108例，占30.3%；从年龄结构看，调查对象占比最大的部分为41～50岁，约占33.61%，与农村社会情况大体吻合；从文化程度构成看，中学学历者居多，约占53.78%；从年纯收入状况看，样本多分布在1～10万元之间，调查对象中包含有4位高级职业农民，长期经营农业企业，收入较高，而各地区调查对象收入有差异，杨凌区调查者收入普遍较高，渭南市临渭区桥南镇调查者收入较低，相比总体，样本收入平均水平较高，符合职业农民特质。
三、模型设定与变量选择
（一）模型设定
本研究考察的是农民参与培训意愿，含义为农民是否愿意参加，结果只有2种，即愿意和不愿意。传统的回归模型由于因变量的取值范围在正无穷大与负无穷大之间，在此处不适用，故采用二元因变量的Logistic回归分析模型，将因变量的取值限制在[0，1]范围内，并通过采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。Logistic回归分析模型一般为：
Pi=F（α nβjXij） （1）
式中：P表示一个选择概率；Xij为影响因素；F服从一个标准的Logistic分布，本文采用Logistic累积分布函数，建立模型如下： p=exp（β0 Σβi Xi u）/[1 exp（β0 Σβi Xi u） （2）
式中：Pi表示农民愿意参加培育的概率，Xij是自变量表示影响农民接受培训的各种因素，n表示自变量的个数，即影响这一概率的因素个数，u表示随机误差项。
（二）变量选择
1.因变量
以农户参与新型职业农民培训意愿为因变量，用“您是否愿意接受新型职业农民培育”的回答来衡量，构造虚拟变量，愿意接受培育用1表示，不愿意接受培育用0表示。
2.自变量
现有研究成果主要考虑与新型职业农民认证管理考核指标相结合，将影响因素归于个人因素、经营规模因素、技术因素、政府环境因素及自然环境因素，经过实地调查，农户对自然环境的看法具有趋同性，不考虑在内，故只考虑前4类因素，同时引入了提高收入的信心变量。个人因素包括性别、年龄、文化程度、家庭总人口数4个变量，经营规模因素包括土地面积、过去三年年均收入、对提高收入的信心，技术因素包括是否知道如何选种及施用农药化肥，政府环境因素则包括是否关注国家相关政策、是否参加了专业协会或农业合作社，见表2。
根据现有研究成果，认为男性比女性，年轻人相比中老年人，高学历高收入者相比低学历低收入者更加乐于参与培训，对于其他变量，研究通过调查过程中的总体感受，对其影响符号进行预测，见表3。
四、计量检验与结果分析
（一）统计结果
这里运用二元因变量的 Logistic 回归分析模型，选择进入法，以便选择回归结果如下见表4：
（二）模型检验
从表4可以看出，模型的似然比卡方的统计量为13.951，自由度为10，对应的P值为0.004，该模型是整体显著的。对模型回归结果进行分析表明，文化程度、土地经营规模、对提高收入信心、对政策的关注程度、家庭总人口数是主要的作用因素，其P值分别是0.000、0.008、0.000、0.045、0.002，尤其是文化程度和对提高收入信心2个变量，达到100%的显著水平。虽然其他变量并不显著，最终没有进入模型，但是其对参与意愿的影响作出了一种可能的解释，基本上符合预期的判断。而从变量影响符号来看，基本符合预期，只有土地经营规模这一变量，符号为负，与预期不同。
（三）结果分析
1.文化程度
在调查样本中，小学及以下学历占15.97%，初中占53.78%，高中占27.73%，本科（大专、高职）占2.52%，学历对农户参与培训意愿影响显著，回归系数为正，表明学历越高，其参与培育积极性越高。结合实地调查分析认为，出现这种情况的原因有两个：第一，农村社会具有一定的特殊性，农民群体由于学历的差异呈现分化，调查中发现，有一部分农民呈现随波逐流的状态，安于现状，对未来生活并无打算，而另一部分农民则对新事物有较强的好奇心，他们积极寻找提高收入的办法。这种分化的存在导致了两种农户对参与新型职业农民培育有不同的倾向，而这种分化出现的原因与受教育程度具有一定的关系；第二，在农村社会中，存在大量这样的农民群体，他们本身学历不高，通过多年的自我摸索，掌握了专业的种植养殖技术，农业收益也不错，但对各类教育培训并不在意。这种村民实质是农业生产的中坚力量，其对参与新型职业农民培训意愿不高，应当引起关注。
2.土地经营规模
土地经营规模（土地面积）这一变量，回归系数符号为负，出现与预期不一致的情况。经过分析认为，土地经营规模这一变量对因变量的影响，可能涉及另一未涉及变量，即农户空闲时间。土地面积与空闲时间呈现负相关，而空闲时间与参与培训意愿呈现正相关，从而导致土地经营规模这一变量的影响为负。调查样本中，涉及20余位农业企业负责人、家庭农场主和种养大户，该类农民拥有土地面积较大，且素质较高，但部分聘有专业技术人员，且平时忙于从事生产经营活动，从而对参与培育兴趣不高。新型职业农民培育中，应当关注培训时间安排。
3.提高收入的信心
这个变量数据的获取，是通过“您对今后几年提高家庭收入有信心吗”这个问题得出的，统计结果表明，其对因变量影响显著，回归系数符号为正。有趣的是，过去3年的年均收入这个影响因素并没有进入回归模型中，研究认为，期望和信心主观性较强，是农户的自我暗示与自我激励，这与参与培训意愿的主观性具有相似性和联系。这种差异可以被用于新型职业农民培育对象遴选过程中。
4.对政策的关注程度
数据获取来自农户对“您经常去关注和了解国家的惠农政策吗”的回答，这个变量在1%的水平下对因变量影响显著。农户在这个问题上的差异，进一步体现了之前提到的农民群体分化的观点，对政策关注度越高。针对其对因变量的影响，分析认为原因有两点：第一，农户对政策关注度反映了其对政府的信心，调查过程中，有些农户表示，“国家的惠农政策很好，但是落实不到我们头上”，这体现了农户关于政府认识里的两种力量，哪种力量占据上风，这种微小的差距，恰恰会使得农户在参与培训意愿的问题上，做出迥然不同的选择；第二，这个问题的回答上，体现的是农户的生活态度，因为在是否关注政策上，往往不是一个人的问题，而是一家人共同的问题，而这种差异体现着家庭日常的生活状态，会直接影响到其是否愿意接受培育。
5.家庭总人口数
回归系数为负。这表明，家庭人口数越大，农户参与培训意愿越小。调查发现，农村总人口数较多的家庭，基本处于两种状态：第一种是特别贫困，由于日常开支较大，加之来自子女上学的压力，使得家庭经济条件处于中等偏下的状态；另一种是较为富裕，这部分家庭，大多子女已经成家，有稳定的收入，经济条件处于上等状态，户主年龄较大，生活有充分保障。而这两种家庭都不会对参与新型职业农民培育有较大兴趣。
本调查涉及变量40余个，被选作参与模型的变量为10个，其中进入模型回归结果且影响显著的变量只有5个。排除样本本身的问题，个别变量可能确实不对因变量产生影响。比如，性别这一变量，对因变量影响并不显著，侧面反映了培育对象选取过程中，不应当存在性别的歧视。实际上，在实地调查过程中，已经持有证书的职业农民中，女性所占比例不少。而是否参与农业合作社这一设定变量，并没有对因变量产生显著影响，根据调查发现，农村专业合作社中大多属于服务性机构，许多农户表示“钱交了，但是没见起什么作用”，调查过程中，有这种表述的农户不在少数，而这也在一定程度上减弱了其对因变量的影响。 五、结论与政策建议
通过对陕西省农民抽样调查数据的Logistic 回归分析，得出如下结论：从整体上来看，有效样本参与培训意愿为73.1%，农民参与意愿较强。通过对影响因素的实证分析发现：文化程度、土地经营规模、家庭总人口数、农户提高收入的信心以及对政策的关注程度等对农民参加培训具有重要影响，其中文化程度、农户提高收入的信心以及对政策的关注程度对农户参与新型职业农民培育有正向影响；土地经营规模、家庭总人口数对农户参与培育有负向影响。年龄、性别、是否参加合作社、是否掌握选种施肥技术等因素对农户参与意愿影响不大。根据以上研究结论，提出以下政策建议：
第一，文化程度对培训意愿具有重要影响，应增加农民接受基础学历教育的机会。在普及九年义务教育的同时，可适当提高对农民或其子女的录取率；或者可以把学历教育与“新型职业农民培育”相结合，采用高校附属学校或定向培养的形式开展培训；要大力发展职业技术教育，增加他们受教育的机会。考虑让更多的人群进入培育的行列，尤其是农业高等院校、农业职业学校、城镇渴望经营农业的人才，应该建立更广泛的培育主体吸收机制，调动更多人的积极性，改善农民的社会地位[6]。
第二，土地经营规模、家庭总人口对参与培训意愿有重要影响，应当充分考虑培训过程的时间安排和费用分摊。可针对农业企业家、家庭农场主或种养大户等单独开设课程，安排夜校等。在费用分摊问题上，初期主要以政府负担费用模式为主，社会力量和自己负担部分的模式为辅。因为对于新型职业农民的培养不但是对农民个人进行人力资本投资，还具有相当大的社会效应。而且对于农民的培育在一定意义上具有公共品的非排他性和非竞争性，应该由政府主要负责提供培育费用。在职业农民的形成中，土地的依法、高效流转具有不可替代的作用。土地作为农业发展的基础，在市场经济条件下应该具有商品的特性。十八届三中全会指出，建立城乡统一的建设用地市场。在符合规划和用途管制前提下，允许农村集体经营性建设用地出让、租赁、入股，实行与国有土地同等入市、同权同价。如能真正建立这样的市场，就能加快土地流转，提高土地利用率，让土地在社会主义现代化建设中发挥出应有的巨大潜力和活力[7]。
第三，农户提高收入信心和政策关注度对农民参与培训意愿具有显著影响，在完善培育对象遴选制度的过程中，要特别注重农户的未来预期和对政府的信任度，存在于农户意识中的这种感性认识，对培育效果有重要影响。加强和落实新型职业农民的扶持和激励，有利于发挥其主观能动性，促进农村社会经济发展。积极推进建立完善创业兴业、风险支持、信息服务、劳动保障等内容的综合扶持政策体系。鼓励职业农民承担农业项目，并在信贷发放、土地使用、税费减免、技术服务等方面给予优惠。新增农业补贴向种养大户、农民专业合作组织和社会化服务组织带头人等新型职业农民倾斜。
参 考 文 献
[1]姜明伦，于敏，吴祖新.发达地区新型农民农业科技培训需求及意愿分析——基于宁波市的调查和分析[J].乡镇经济，2008（8）：14-18.
[2]石火培，成新华.基于logit模型下农民接受“新型农民培训”的意愿分析——以苏中地区为例[J].中国农业教育，2008（5）：55-58.
[3]马寅生.新农村建设中农村实用人才培养存在的问题及改善措施[J].安徽农业科学，2009（33）：16688-16690.
[4]何建斌，张会敏，王彩文.关于河北省农村实用人才队伍建设的专题研究[J].理论见地，2010（11）：6-9.
[5]田兴国，陈敏慧，崔建勋，何淑群，吕建秋.基于二元logistic模型的农民现代远程教育培训意愿研究——以珠三角地区农村为例[J].南方农业学报，2012（6）：886-890.
[6]程伟，张红.国内有关职业农民研究的综述[J].职业技术教育，2012（22）：67-71.
[7]吴易雄.新型职业农民培育现状与对策研究——基于湖南省平江县和醴陵市的实证分析[J]. 职业技术教育，2014（7）：57-61.
关键词 新型职业农民；培训意愿；影响因素；关中地区
中图分类号 G725 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2016）21-0055-05
一、引言
（一）政策背景
随着我国新型城镇化、工业化、信息化和农业现代化的推进，农民作为庞大主体阶层，正在经历着史无前例的快速分化。职业转变是农民分化的逻辑起点和关键因素；地域迁移是职业转移成功后的必然要求和改变身份的必经环节；身份变更是职业转移、地域迁移的最终结果和完成分化的最终标志。因此，农民职业化是这一分化过程的社会保证。
农民职业化就是职业农民专业化的过程。所谓职业农民就是以市场运作实现利润最大化为目的、以农业为稳定职业、具有较高素质和社会责任的农民。职业农民不是一种身份，而是一种职业，是一种有文化、懂技术、善经营、会管理的农业生产者。我国政府高度重视农民职业化问题，早在2005年，农业部在《关于实施农村实用人才培养“百万中专生计划”的意见》中首次提出培养职业农民。从此，职业农民进入了大众的视野，并且越来越受到政府和社会的关注。2014年7月4日全国新型职业农民培育工程在京正式启动，大力培育新兴职业农民是解决“谁来种地、如何种好地”问题的根本途径，是深化农村改革、构建新型农业经营体系的重大举措。
陕西是较早开展职业农民培育工作的省份，2011年以来，陕西省经过调研和试点，先后制定了《新型职业农民培育整省推进工作方案》《新型职业农民培育绩效考评试行办法》《新型职业农民培育认定管理办法》等规范性文件，完成职业农民教育培训、认定管理、政策扶持等系统的政策设计后，各级按照《新型职业农民教育培训大纲》要求，全面实施职业农民教育培训工作，拉开了新型职业农民培育整省推进工作的大幕。陕西省新型职业农民培育工程总体路径和模式已经形成，并具有广泛影响。但经过实地调查走访发现，部分农民对培训缺乏信任和热情，为此研究何种因素影响农民参与培育工程的意愿具有重要现实意义。
（二）相关研究简述
目前，国内学术界对新型职业农民培育关注度日益升温，许多学者对不同地区的相关情况进行调查和研究，并取得不少实用性的研究成果。吴祖新[1]等利用宁波市的问卷调查数据，总结了发达地区农民科技培训的特点，发现了农民对农业科技培训的时间、地点、季节等存在偏好，较为喜欢短、平、快的短期培训方式，并提出了强化农民培训的需求瞄准机制、着重抓好核心农户的培训等建议。石火培、成新华[2]等以苏中地区为例，分析了学历、平均收入以及费用分担模式对农民参加培训的重要影响。马寅生[3]和何建斌[4]等就农村实用性人才的培训层次和体系进行了分析，认为要针对不同年龄、学历、技能的农村实用型人才进行有的放矢的职业培训。田兴国[5]等则针对农民现代远程教育培训意愿，通过数据分析发现愿意接受的培训时间、是否参加农民专业合作社、愿意接受的培训费用、农村远程教育设施数量、文化程度与农民参与培训的意愿呈正相关，操作电脑和网络的水平、授课时间等与农民参与培训意愿成负相关。
由于新型职业农民培育工作尚处于起步阶段，对该问题的研究多停留在其内涵定义和制度层面上。而与传统的教育培训相比，新型职业农民培育具有特殊之处，对农户参与培育工程意愿的实证研究并不多。
二、数据来源与样本特征
（一）样本选择
本研究的样本是在2015年8月从陕西省关中地区的西安市、咸阳市、宝鸡市和渭南市随机抽取了4个县（区），包括杨凌区、西安市高陵县、渭南市临渭区、宝鸡市凤翔县。另外，宝鸡市陈仓区作为补充样本获取地。每县随机抽取2个乡镇进行调研，发放问卷420份，全部收回，其中有效问卷357份，有效率为85%。最终样本主要由具有农村户口，长期居住在农村，以从事种植业、养殖业等农业生产经营为主，社会组织化程度较低，有一定文化素质、具有学习能力和接受新事物能力的农民组成，具有一定的代表性。
（二）样本特征
样本的基本特征见表1。从样本性别分布看，男性249例，占69.7%，女性108例，占30.3%；从年龄结构看，调查对象占比最大的部分为41～50岁，约占33.61%，与农村社会情况大体吻合；从文化程度构成看，中学学历者居多，约占53.78%；从年纯收入状况看，样本多分布在1～10万元之间，调查对象中包含有4位高级职业农民，长期经营农业企业，收入较高，而各地区调查对象收入有差异，杨凌区调查者收入普遍较高，渭南市临渭区桥南镇调查者收入较低，相比总体，样本收入平均水平较高，符合职业农民特质。
三、模型设定与变量选择
（一）模型设定
本研究考察的是农民参与培训意愿，含义为农民是否愿意参加，结果只有2种，即愿意和不愿意。传统的回归模型由于因变量的取值范围在正无穷大与负无穷大之间，在此处不适用，故采用二元因变量的Logistic回归分析模型，将因变量的取值限制在[0，1]范围内，并通过采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。Logistic回归分析模型一般为：
Pi=F（α nβjXij） （1）
式中：P表示一个选择概率；Xij为影响因素；F服从一个标准的Logistic分布，本文采用Logistic累积分布函数，建立模型如下： p=exp（β0 Σβi Xi u）/[1 exp（β0 Σβi Xi u） （2）
式中：Pi表示农民愿意参加培育的概率，Xij是自变量表示影响农民接受培训的各种因素，n表示自变量的个数，即影响这一概率的因素个数，u表示随机误差项。
（二）变量选择
1.因变量
以农户参与新型职业农民培训意愿为因变量，用“您是否愿意接受新型职业农民培育”的回答来衡量，构造虚拟变量，愿意接受培育用1表示，不愿意接受培育用0表示。
2.自变量
现有研究成果主要考虑与新型职业农民认证管理考核指标相结合，将影响因素归于个人因素、经营规模因素、技术因素、政府环境因素及自然环境因素，经过实地调查，农户对自然环境的看法具有趋同性，不考虑在内，故只考虑前4类因素，同时引入了提高收入的信心变量。个人因素包括性别、年龄、文化程度、家庭总人口数4个变量，经营规模因素包括土地面积、过去三年年均收入、对提高收入的信心，技术因素包括是否知道如何选种及施用农药化肥，政府环境因素则包括是否关注国家相关政策、是否参加了专业协会或农业合作社，见表2。
根据现有研究成果，认为男性比女性，年轻人相比中老年人，高学历高收入者相比低学历低收入者更加乐于参与培训，对于其他变量，研究通过调查过程中的总体感受，对其影响符号进行预测，见表3。
四、计量检验与结果分析
（一）统计结果
这里运用二元因变量的 Logistic 回归分析模型，选择进入法，以便选择回归结果如下见表4：
（二）模型检验
从表4可以看出，模型的似然比卡方的统计量为13.951，自由度为10，对应的P值为0.004，该模型是整体显著的。对模型回归结果进行分析表明，文化程度、土地经营规模、对提高收入信心、对政策的关注程度、家庭总人口数是主要的作用因素，其P值分别是0.000、0.008、0.000、0.045、0.002，尤其是文化程度和对提高收入信心2个变量，达到100%的显著水平。虽然其他变量并不显著，最终没有进入模型，但是其对参与意愿的影响作出了一种可能的解释，基本上符合预期的判断。而从变量影响符号来看，基本符合预期，只有土地经营规模这一变量，符号为负，与预期不同。
（三）结果分析
1.文化程度
在调查样本中，小学及以下学历占15.97%，初中占53.78%，高中占27.73%，本科（大专、高职）占2.52%，学历对农户参与培训意愿影响显著，回归系数为正，表明学历越高，其参与培育积极性越高。结合实地调查分析认为，出现这种情况的原因有两个：第一，农村社会具有一定的特殊性，农民群体由于学历的差异呈现分化，调查中发现，有一部分农民呈现随波逐流的状态，安于现状，对未来生活并无打算，而另一部分农民则对新事物有较强的好奇心，他们积极寻找提高收入的办法。这种分化的存在导致了两种农户对参与新型职业农民培育有不同的倾向，而这种分化出现的原因与受教育程度具有一定的关系；第二，在农村社会中，存在大量这样的农民群体，他们本身学历不高，通过多年的自我摸索，掌握了专业的种植养殖技术，农业收益也不错，但对各类教育培训并不在意。这种村民实质是农业生产的中坚力量，其对参与新型职业农民培训意愿不高，应当引起关注。
2.土地经营规模
土地经营规模（土地面积）这一变量，回归系数符号为负，出现与预期不一致的情况。经过分析认为，土地经营规模这一变量对因变量的影响，可能涉及另一未涉及变量，即农户空闲时间。土地面积与空闲时间呈现负相关，而空闲时间与参与培训意愿呈现正相关，从而导致土地经营规模这一变量的影响为负。调查样本中，涉及20余位农业企业负责人、家庭农场主和种养大户，该类农民拥有土地面积较大，且素质较高，但部分聘有专业技术人员，且平时忙于从事生产经营活动，从而对参与培育兴趣不高。新型职业农民培育中，应当关注培训时间安排。
3.提高收入的信心
这个变量数据的获取，是通过“您对今后几年提高家庭收入有信心吗”这个问题得出的，统计结果表明，其对因变量影响显著，回归系数符号为正。有趣的是，过去3年的年均收入这个影响因素并没有进入回归模型中，研究认为，期望和信心主观性较强，是农户的自我暗示与自我激励，这与参与培训意愿的主观性具有相似性和联系。这种差异可以被用于新型职业农民培育对象遴选过程中。
4.对政策的关注程度
数据获取来自农户对“您经常去关注和了解国家的惠农政策吗”的回答，这个变量在1%的水平下对因变量影响显著。农户在这个问题上的差异，进一步体现了之前提到的农民群体分化的观点，对政策关注度越高。针对其对因变量的影响，分析认为原因有两点：第一，农户对政策关注度反映了其对政府的信心，调查过程中，有些农户表示，“国家的惠农政策很好，但是落实不到我们头上”，这体现了农户关于政府认识里的两种力量，哪种力量占据上风，这种微小的差距，恰恰会使得农户在参与培训意愿的问题上，做出迥然不同的选择；第二，这个问题的回答上，体现的是农户的生活态度，因为在是否关注政策上，往往不是一个人的问题，而是一家人共同的问题，而这种差异体现着家庭日常的生活状态，会直接影响到其是否愿意接受培育。
5.家庭总人口数
回归系数为负。这表明，家庭人口数越大，农户参与培训意愿越小。调查发现，农村总人口数较多的家庭，基本处于两种状态：第一种是特别贫困，由于日常开支较大，加之来自子女上学的压力，使得家庭经济条件处于中等偏下的状态；另一种是较为富裕，这部分家庭，大多子女已经成家，有稳定的收入，经济条件处于上等状态，户主年龄较大，生活有充分保障。而这两种家庭都不会对参与新型职业农民培育有较大兴趣。
本调查涉及变量40余个，被选作参与模型的变量为10个，其中进入模型回归结果且影响显著的变量只有5个。排除样本本身的问题，个别变量可能确实不对因变量产生影响。比如，性别这一变量，对因变量影响并不显著，侧面反映了培育对象选取过程中，不应当存在性别的歧视。实际上，在实地调查过程中，已经持有证书的职业农民中，女性所占比例不少。而是否参与农业合作社这一设定变量，并没有对因变量产生显著影响，根据调查发现，农村专业合作社中大多属于服务性机构，许多农户表示“钱交了，但是没见起什么作用”，调查过程中，有这种表述的农户不在少数，而这也在一定程度上减弱了其对因变量的影响。 五、结论与政策建议
通过对陕西省农民抽样调查数据的Logistic 回归分析，得出如下结论：从整体上来看，有效样本参与培训意愿为73.1%，农民参与意愿较强。通过对影响因素的实证分析发现：文化程度、土地经营规模、家庭总人口数、农户提高收入的信心以及对政策的关注程度等对农民参加培训具有重要影响，其中文化程度、农户提高收入的信心以及对政策的关注程度对农户参与新型职业农民培育有正向影响；土地经营规模、家庭总人口数对农户参与培育有负向影响。年龄、性别、是否参加合作社、是否掌握选种施肥技术等因素对农户参与意愿影响不大。根据以上研究结论，提出以下政策建议：
第一，文化程度对培训意愿具有重要影响，应增加农民接受基础学历教育的机会。在普及九年义务教育的同时，可适当提高对农民或其子女的录取率；或者可以把学历教育与“新型职业农民培育”相结合，采用高校附属学校或定向培养的形式开展培训；要大力发展职业技术教育，增加他们受教育的机会。考虑让更多的人群进入培育的行列，尤其是农业高等院校、农业职业学校、城镇渴望经营农业的人才，应该建立更广泛的培育主体吸收机制，调动更多人的积极性，改善农民的社会地位[6]。
第二，土地经营规模、家庭总人口对参与培训意愿有重要影响，应当充分考虑培训过程的时间安排和费用分摊。可针对农业企业家、家庭农场主或种养大户等单独开设课程，安排夜校等。在费用分摊问题上，初期主要以政府负担费用模式为主，社会力量和自己负担部分的模式为辅。因为对于新型职业农民的培养不但是对农民个人进行人力资本投资，还具有相当大的社会效应。而且对于农民的培育在一定意义上具有公共品的非排他性和非竞争性，应该由政府主要负责提供培育费用。在职业农民的形成中，土地的依法、高效流转具有不可替代的作用。土地作为农业发展的基础，在市场经济条件下应该具有商品的特性。十八届三中全会指出，建立城乡统一的建设用地市场。在符合规划和用途管制前提下，允许农村集体经营性建设用地出让、租赁、入股，实行与国有土地同等入市、同权同价。如能真正建立这样的市场，就能加快土地流转，提高土地利用率，让土地在社会主义现代化建设中发挥出应有的巨大潜力和活力[7]。
第三，农户提高收入信心和政策关注度对农民参与培训意愿具有显著影响，在完善培育对象遴选制度的过程中，要特别注重农户的未来预期和对政府的信任度，存在于农户意识中的这种感性认识，对培育效果有重要影响。加强和落实新型职业农民的扶持和激励，有利于发挥其主观能动性，促进农村社会经济发展。积极推进建立完善创业兴业、风险支持、信息服务、劳动保障等内容的综合扶持政策体系。鼓励职业农民承担农业项目，并在信贷发放、土地使用、税费减免、技术服务等方面给予优惠。新增农业补贴向种养大户、农民专业合作组织和社会化服务组织带头人等新型职业农民倾斜。
参 考 文 献
[1]姜明伦，于敏，吴祖新.发达地区新型农民农业科技培训需求及意愿分析——基于宁波市的调查和分析[J].乡镇经济，2008（8）：14-18.
[2]石火培，成新华.基于logit模型下农民接受“新型农民培训”的意愿分析——以苏中地区为例[J].中国农业教育，2008（5）：55-58.
[3]马寅生.新农村建设中农村实用人才培养存在的问题及改善措施[J].安徽农业科学，2009（33）：16688-16690.
[4]何建斌，张会敏，王彩文.关于河北省农村实用人才队伍建设的专题研究[J].理论见地，2010（11）：6-9.
[5]田兴国，陈敏慧，崔建勋，何淑群，吕建秋.基于二元logistic模型的农民现代远程教育培训意愿研究——以珠三角地区农村为例[J].南方农业学报，2012（6）：886-890.
[6]程伟，张红.国内有关职业农民研究的综述[J].职业技术教育，2012（22）：67-71.
[7]吴易雄.新型职业农民培育现状与对策研究——基于湖南省平江县和醴陵市的实证分析[J]. 职业技术教育，2014（7）：57-61.