農民參與農村實用人才培訓行為動機及其影響因素淺析

論文類別:教育學論文 > 教育理論論文
論文標簽:員工培訓論文
論文作者: 李道和 張…
上傳時間:2011/11/5 10:38:00

  摘要:本文在問卷調查基礎上,借鉴相關行為理論和行为模型,構建了農民參與農村實用人才培訓行為動機研究的理論模型,運用相關的行為研究相应的方法,得出研究結論,研究認為农民參與農村實用人才培训的動機影響農民參與農村實用人才培訓的行為,而農民參與農村實用人才培訓的動机又由農民參與農村實用人才培訓的態度、需求和誘因(目标)等因素構成。

  隨著我國經濟的不斷發展,我國現階段城鄉差距不斷擴大、農村經濟社會發展滯後、農民增收緩慢等現象不斷出現,顯然導致這些現象產生的因素是多方面的,在諸多因素中,筆者認为,農村實用人才的短缺是一個非常重要的因素。農村實用人才是發展農村經濟的主要力量,是推動農業向社會化、專業化、現代化轉變的生力军,也是建設現代農业、推進社會主義新農村建设、構建社會主義和谐社會的根本要求[1]。大量的研究和實踐表明,農民缺乏参與農村實用人才開發的熱情、農民參與農村實用人才開发的積極性不高,是制約農村實用人才開發的進程、影響農村實用人才開發效果的重要原因。農業部科技教育司教育處(2004)認为農民素質培訓中最主要的問題在於农民缺乏參與培訓的熱情。“城市化進程中的農村土地制度改革”課題組(2003)發现農民素質培訓工程在寧波市開展得也不理想[2]。農業部《農村實用人才隊伍建設戰略研究》課题組(2005)年对全國31個省市農村实用人才開發狀況進行了抽樣調查,調查結果表明:雖然農民對通过提高自身技能而提高收入的意願很强,但多數農民參與農村实用人才具體開發培訓活動的積極性不高,這一方面增加了農村實用人才開發培訓活動組織的難度,另一方面也影響了培訓效果,制約了农村實用人才的培養和形成[3]。只有加快農村人才的開发步伐,尤其是加大農村實用人才的開發力度,不斷提高農民素質和實用技能,才能真正促進農業和農村發展,縮小城鄉差距,克服發展中所面臨的諸多問題,為實現我国人才強國戰略奠定基础。近年來,隨著經濟與社會的不斷發展,農村實用人才開發問題已經受到越來越多的關注和重視。在2003年召開的全國人才工作會議上,胡錦濤總書記指出要“加強農村实用人才隊伍建設”,“建立健全农村人才服務體系,努力提高廣大農村勞動者的素質,激勵农村實用人才快速成長”[4]。為此,《中共中央、国務院關於進一步加強人才工作的决定》和2004年中共中央1號文件,都把加强農村實用人才建設提到重要的議事日程,明確提出農村實用人才是全社會人才的重要组成部分[5]。
  本文通过問卷調查的方法,探討农民參與農村實用人才培訓行為動機及其影響因素,為政府制定相應的農村實用人才培訓長效機制提供一定的借鑒。
  
  一、研究假設
  
  在農民參與農村實用人才培訓行為動機理論模型中(見圖1),農民參与農村實用人才培訓行為動机研究的假設如下:
  假設1:農民參與農村實用人才培训的需求對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有顯著影響。
  假設2:農民參與农村實用人才培訓的態度對農民参與農村實用人才培訓行為動機具有显著影響。
  假設3:農民參與農村實用人才培訓的誘因對農民参與農村實用人才培訓行為動機具有显著影響。

  圖1農民参與農村實用人才培訓行为動機理論模型
  
  二、數據來源
  
  本文使用的數據主要來源於對農民的問卷調查和深度訪談,利用江西農業大学農村學生暑期回鄉的機會,對分布在全國東部、中部、西部地区包括江西、黑龍江、河北、遼寧、雲南、河南、貴州、湖南、新疆、湖北、廣西、福建在內的12個省進行了抽樣調查,共發放問卷1972份,獲得有效問卷1744份,問卷有效率为88.44%。
  問卷調查對象即樣本農民的情況見表1所示。
  表1被調查農民的基本情況

  註:根據筆者調查數據整理而得
  
  三、研究方法
  
  本文将農民參與農村實用人才培训行為動機這一變量作為潛变量,然後利用一些外显指標進行多變量復合測
  量,運用利克特量表(Likert scale)進行多變量復合測量。
  根據潛變量研究的需要,本文在信度分析的基礎上采用了探索性因子分析方法,運用KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)樣本測度检驗和巴特萊特球體檢驗對變量數据是否適合做因子分析进行檢驗,采用主成分分析法進行因子提取,計算出因子值以替代原來的变量進行相關分析和回歸分析。
  在研究方法的選擇上,遵循的是信度分析、數據檢驗、探索性因子分析、相關分析和回歸分析的分析思路。
  (一)信度分析
  本文對農民參與農村實用人才培訓的需求、態度、誘因及行為動機分析均設計了相應的測量項目,並運用利克特量表進行多變量復合測量。為了檢驗測量項目的內在一致性,本文進行了项目的內在信度分析。
  (二)KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)樣本測度檢驗和巴特萊特球體檢驗
  KMO(Kaiser-Meyer-Olkin)樣本測度和巴特萊特球體檢驗通常用于檢驗數據是否適合做因子分析。KMO值是相關系數與偏相關系數的一個比值,KMO值最大接近1,KMO值小,對因子分析不利,當KMO值愈大时,表示變量間的共同因素愈多,愈適合進行因素分析。根據學者Kaiser的觀點,如果KMO的值小於0.5,則不適宜進行因子分析, 巴特萊特球體檢验中統計值的的卡方統計值顯著性概率是0.000,小於0.01,說明數據相關系数矩陣不是單位陣,具有相关性,也說明變量項目適宜做因子分析。因此,本文以KMO的值大於0.5和P<0.01作为研究農民參與農村實用人才培訓行為動機有關變量是否適合做因子分析的依據[6]。
  (三)探索性因子分析法
  本文在將農民參與農村實用人才培訓行為研究中所涉及變量的多個測量項目歸結为一個因子進行研究的過程中,采用的是探索性因子分析法。探索性因子分析法(Exploratory Factor Analysis,EFA)是一項用來找出多元觀測變量的本質結構、并進行降維處理的技術。因而,EFA能夠將將具有錯綜复雜關系的變量綜合為少數一個或幾個核心因子。進行探索性因子分析的步驟如下:辨認、收集觀測變量;獲得協方差矩陣(或Bravais-Pearson的相似系數矩陣);驗證將用於EFA的協方差矩陣(本文采用KMO測度检驗和Bartlett球型測验);選擇提取因子法(本文采用主成分分析法);發現因素和因素裝貨;確定提取因子的個數(以Kaiser準則和Scree測試作為提取因子数目的準則);解釋提取的因子[6]。
  (四)Pearson相關分析法
  本文進行單因素相关分析采用的是Pearson相关分析法,這包括對各變量项目之間的相關分析、各构成要素與農民參與農村實用人才培训行為動機的相關分析。Pearson相關分析法是通過计算Pearson相關系数來進行簡單相關分析的一種常用方法。它適用于都是連續變量的相关指標,分析的是變量的線性相關關系。Pearson相关系數也稱積矩相關系數,是對两個定距變量(例如,年龄和身高)的關系強度的測量,簡寫为τ。從直線關系和曲線关系之間的關系來說,τ是對直線關系的一種測量,Pearson相關系數用來衡量兩個數據集合是否在一条線上面。τ有兩個主要的含義:(1)τ2=所解釋的方差額。(2)τ測量圍繞回歸線散布的程度,也就是說,它可以告訴我們,我们用回歸線進行預測的準確程度有多大[6]。

轉贴於 免費論文下載中心 http://www.hi138.com

  (五)主成分分析法
  本文在進行因子提取時采用的是主成分分析法,並用因子值替代原來的变量進行相關分析和回歸分析。
  
  四、分析結果
  
  (一)農民參與農村實用人才培训行為動機分析
  1.信度分析。采用利克特5點量表法對農民參與農村實用人才培訓行為動機進行測量。其中,1表示“不贊同”,2表示“不太贊同”,3表示“一般贊同”,4表示“有些贊同”,5表示“很贊同”。测量項目分別為:動機1:我想成為具有一技之長的農村實用人才;動機2:我想參加農村實用人才開發培訓;動機3:近幾年我都在尋找培訓機會以提高自己。
  運用SPSS11.5进行信度分析,結果顯示,農民參與农村實用人才培訓行為動機三個測量項目的Cronbach α為0.8192,高於0.70,具有較高信度,認定以上三个項目分別從不同的角度測量了農民参與農村實用人才培訓行为動機。同時筆者對1744個樣本農民參與農村實用人才培訓行為动機情況進行統計,統計顯示,三个測量項目的最小值為3,最大值5,動機1的均值为4.2978,動機2的均值为4.6926,動機3的均值為4.7122,由此可以看出,農民參與農村實用人才培訓的行為動機很強。
   2.變量相關性检驗。運用SPSS11.5得出KMO值為0.681,大於0.5;Bartlett球體檢验Approx. Chi-Square統計值的顯著性概率為0.000,小於0.001,兩者均說明數據具有很高的相关性,適宜做因子分析。
  3.因子分析結果。表2顯示了動機因子分析結果。本文采用最大方差主成分分析法對上述三個測量項目進行因子分析。因子分析結果顯示:該因子解釋73.831%的變差,因子負載在0.78-0.90之間。
  表3是相應的計算因子值的系數矩陣,該系數矩陣各因子可以表示為相應變量項目的線性组合,由公式,計算出公共因子fi的因子值如表3,並可用来替代原來的變量項目做回歸分析。
  表3 農民參與農村实用人才培訓行為動機及影響因素
  因子值的系數矩阵
  注:通過SPSS11.5對調查數據運算而得
  (二)農民參與農村實用人才培訓行為動機影響因素分析
  農民參與農村實用人才培訓行為动機主要由農民參與農村實用人才培訓的需求、態度以及農民參與農村實用人才培训的誘因(目標)等三方面因素構成。
  1.信度分析。本文設計的對農民參与農村實用人才培訓的需求的測量項目分別為:“是否缺乏致富技能”“是否缺乏農業科技知識”,“是否缺乏农村實用技能培訓”並將它們分別命名為需求1、需求2、需求3,運用利克特五點量表法對其进行測量。同樣,為了驗證這些測量項目的可靠程度,首先對這些測量項目進行可靠性分析即信度分析。
  經信度分析,農民參與農村實用人才培訓需求的三個測量項目的Cronbach α為0.7840,高於0.70,具有較高信度,可以用來測量农民參與農村實用人才培訓的需求。在調查的1744個樣本農民參與農村實用人才培訓的需求情況顯示,需求1的均值為3.9278,需求2的均值為3.9541,需求3的均值為3.9266,由此可以看出,農民參與農村實用人才培訓的行為需求較強。
  (2)變量相關性檢验。SPSS11.5分析顯示:需求1、需求2、需求3的相關系數在0.41-0.70之間,它們之間具有顯著性相關關系(在0.01顯著性水平下)。同時经過計算,KMO值為0.634,大於0.5;Bartlett球体檢驗Approx. Chi-Square统計值的顯著性概率為0.000,小於0.001,兩者均說明數據具有較高的相關性,適宜做因子分析。
  (3)因子分析結果。表2顯示了因子分析結果。該因子解釋70.069%的變差,因子負載為0.75-0.91。表3是相應的計算因子值的系數矩陣,該系數矩陣各因子可以表示為相應變量项目的線性組合,計算出公共因子fi的因子值(見表3)表明可用來替代原來的變量項目做回歸分析。
  2.農民參與農村實用人才培訓的態度研究
  (1)信度分析。本文設計的對農民參與農村實用人才培訓动機的態度的測量項目分別為:“提高務農知識和技能對我很重要”,“我願意成為具有一技之長的農村實用人才”,“我愿意參加農村實用人才開發培訓”,並將它們分別命名為态度1、態度2、態度3。采用利克特5點量表法對農民參與農村實用人才培訓的態度進行測量。其中,1表示“不贊同”,2表示“不太贊同”,3表示“一般贊同”,4表示“有些赞同”,5表示“很贊同”。同樣,為了驗證這些測量項目的可靠程度,首先對這些測量項目進行可靠性分析即信度分析。
  經信度分析,農民參與農村實用人才培訓態度的三個測量项目的Cronbach α為0.7746,高於0.70,具有较高信度,可以用來測量農民參與農村實用人才培訓的态度。同時統計結果顯示1744個樣本農民參與農村實用人才培訓的態度情況。態度1的均值為4.0493,態度2的均值為3.9541,態度3的均值為4.1765,由此可以看出,農民參與農村实用人才培訓的態度總體向好。
  (2)變量相關性檢驗。SPSS11.5分析结果顯示:態度1、態度2、态度3之間的相關系數在0.51-0.55之間,它们之間具有較顯著的相關關系(在0.01顯著性水平下)。同時上述變量項目因子分析的KMO測度為0.701,大於0.5;Bartlett球體檢驗Approx.Chi-Square統計值的顯著性概率為0.000,小於0.001,兩者均說明數據具有較高的相關性,适宜做因子分析。
  (3)因子分析結果。表2顯示了因子分析結果。本文采用最大方差主成分分析法對上述三个測量項目進行因子分析。因子分析結果顯示:該因子解釋68.934%的變差,因子負載為在0.82-0.85之間。表3是相應的計算因子值的系數矩陣,該系數矩陣各因子可以表示為相應變量項目的線性组合,計算出公共因子fi的因子值(見表3)表明可用來替代原來的變量項目做回歸分析。
  3.農民參與農村實用人才培訓的誘因研究
  (1)信度分析。本文設計的對农民參與農村實用人才培訓的誘因的測量項目分別為:“提高技能可以獲得更多收入”,“提高技能可以獲得更多就業機會”,“提高技能可以提高家庭在村裏的地位”,並將它们分別命名為誘因1、誘因2、誘因3。本文采用利克特5點量表法对農民參與農村實用人才培訓的誘因進行測量。其中,1表示“不贊同”,2表示“不太贊同”,3表示“一般贊同”,4表示“有些贊同”,5表示“很贊同”。同樣,为了驗證這些測量項目的可靠程度,首先對這些測量項目進行可靠性分析即信度分析。

免費論文下載中心 http://www.hi138.com   經信度分析,農民參與農村實用人才培訓动機的誘因的三個測量項目的Cronbach α為0.7213,高於0.70,具有較高信度,可以用來測量農民參與農村實用人才培訓的誘因。同時統計顯示誘因1的均值為4.4186,誘因2的均值為4.2993,誘因3的均值為3.4862,由此可以看出,農民參與農村實用人才培訓的誘因很強,其中誘因1即“提高技能可以獲得更多收入”的作用最強。
  (2)變量相關性檢驗。統計結果顯示:誘因1、誘因2、诱因3之間的相關系數在0.42-0.51之間,它們之間具有較顯著的相關關系(在0.01顯著性水平下)。KMO測度和Bartlett檢驗結果。表6-19中的KMO值為0.677,大於0.5;Bartlett球體檢验Approx. Chi-Square統計值的顯著性概率為0.000,小於0.001,两者均說明數據具有較高的相關性,適宜做因子分析。

  (3)因子分析結果。表2顯示了因子分析結果。采用最大方差主成分分析法對上述三個測量項目进行因子分析。因子分析結果顯示:該因子解釋64.313%的變差,因子負載为在0.77-0.83之间。表3是相應的計算因子值的系數矩陣,該系數矩陣各因子可以表示為相應變量項目的線性組合,計算出公共因子fi的因子值(見表3)表明可用來替代原來的變量項目做回歸分析。
  (三)農民參與農村實用人才培訓動機及其影響因素的相關性分析
  為研究農民参與農村實用人才培訓的需求、態度、誘因(目標)与農民參與農村實用人才培訓行為動机之間相互關系的密切程度,下面將對有關變量進行統計分析,計算相关系數以明確它們之間的相關程度。
  運用SPSS11.5軟件對以上變量进行統計分析,得出以下相關分析结果,具體見表4所示。
  表4農民參與農村實用人才培訓行為動機與需求的相關分析結果
  註:**表示在0.01顯著水平下
  表4顯示,農民參與農村實用人才培训的需求與農民參與農村實用人才培訓行為動機相關系数為0.901,顯著性水平為0.01,兩者呈現高度相關關系,農民參與農村實用人才培訓行為需求對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有顯著的正向关系。
  农民參與農村實用人才培訓的態度與农民參與農村實用人才培訓行為動機相關系數為0.682,顯著性水平为0.01,兩者呈現高度相关關系,農民參與農村實用人才培训的態度對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有顯著的正向關系。
  農民参與農村實用人才培訓的誘因與農民參與農村實用人才培訓行為動機相關系數為0.162,顯著性水平为0.01,兩者呈現明顯相關關系,農民參與農村實用人才培訓的誘因對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有顯著的正向關系。
  
  五、結論與讨論
  
  為此,本文的研究假設1(即農民參與農村實用人才培訓的需求對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有顯著影響)、研究假設2(即農民參與農村实用人才培訓的態度對農民参與農村實用人才培训行為動機具有顯著影響)和研究假设3(即農民參與農村实用人才培訓的誘因(目標)對農民參與農村實用人才培訓行為動機具有显著影響)分別得到驗證。
  因此,政府在促進農村實用人才開發培訓過程中必須充分考慮到:
  1.農民參与的自身動機,農民很想得到成為農村實用人才職業培訓的机會,而且希望得到這樣的机會,說明政府提供培訓的頻率還需要進一步加大。
  2.農民參与農村實用人才培訓的需求、態度、誘因是構成農村實用人才培训行為動機的主要要素,它們均對农民參與農村實用人才培训行為動機具有顯著影響。其中對於需求對於農民參與的动機影響最大,即相当數量的農民目前還缺乏致富技能、农業科技知識和農村實用技能培訓,需要政府充分考慮到農民自身的需求;其次是農民的態度,農民自身有比較積極的態度;再次是誘因,即政府提供的技能培訓必須讓农民能夠獲得更多收入、更多就業機會或者提高家庭在村裏的地位,否則,政府下一次提供的農村實用人才培訓的技能培訓將面臨著农民不願意參與的尷尬境地。
  
  

參考文獻


  [1]劉光亮.新形勢下農村實用人才的培养[J].繼續教育研究,2011(06).
  [2]《城市化進程中的农村土地制度改革》研究報告[R].農業部《城市化進程中的农村土地制度改革》課題組,2003.
  [3]《農村實用人才队伍建設戰略研究》研究報告[R].農業部《农村實用人才隊伍建設戰略研究》課題組,2005.
  [4]中共中央國務院關於進一步加强人才工作的決定[EB/OL].中國政府網,2003-12-26.
  [5]中共中央國務院關於促進農民增加收入若幹政策的意見[Z].2004年中共中央1號文件.
  [6]張紅兵,等.SPSS寶典[M].電子工業出版社,2008:239,389,434.

免费論文下載中心 http://www.hi138.com
下载论文

論文《農民參與農村實用人才培訓行為動機及其影響因素淺析》其它版本

教育理論論文服務

網站聲明 | 聯系我們 | 網站地圖 | 論文下載地址 | 代寫論文 | 作者搜索 | 英文版 | 手機版 CopyRight@2008 - 2017 免費論文下載中心 京ICP备17062730号