农民工培训实际参与率与培训意愿水平的差距及其调节变量的Meta分析

张 锐 刘俊霞

一、问题的提出

“农民工”是中国经济社会转型时期的特定人群，指有农业户口和承包土地，但身在城市从事非农产业工作、以工资为主要收入来源的人员（艾君，2005）。农民工是我国改革开放和工业化、城镇化进程中涌现的新型产业工人。2017年农民工总量达到28652 万人，比上年增加481 万人，增长1.7%（国家统计局，2018）。“农民工是家庭的顶梁柱，也是国家的脊梁”（李克强，2016）。农民工问题，不仅关系农民工自身的生存和发展，还影响国民素质的提升、经济的发展和社会的稳定。从农民工个体的微观层面而言，提高职业素养和技能水平，解决生存和发展问题的最主要途径是农民工培训（王德文、蔡昉、张国庆，2008：1131-1148）。贝克尔认为人力资本投资的主要方式是教育和培训（Becker G S, 1962:9-49），培训的纯收益率显著高于教育的纯收益率（崔玉平、吴颖，2017：42-50）。培训可提高农民工人力资本存量，提高其个人收入和社会地位，进城后受过培训的农民工月工资性收入要比未受过培训的农民工高13.11%（徐文婷、张广胜，2011:60-61）。从国家和社会的宏观视角来看，农民工接受继续教育或培训，可以改善劳动力供给结构、提高劳动力市场运作效率、实现劳动力资源有效配置、降低失业率、改善民生和维护社会稳定等。而且，加强教育、提高教育质量和改变落后的习惯，是减少贫困和提高中等收入者比重的根本出路，是避免陷入中等国家陷阱的战略举措，是实现社会和谐的重要内容（刘鹤，2008：265-277）。

许多学者调研发现，目前我国农民工人力资本存量低、从事工作技术含量低（杨定全，2009：92-94），就业技能缺失、技能结构不合理（吕莉敏、马建富，2012：54-62），整体素质不高和工作效率较低，难以适应新时期、新阶段的经济发展要求（朱珠、闰佳祺、贾建锋，2017：372-377）。针对这一现状，《国务院办公厅关于做好农民进城务工就业管理和服务工作的通知》（国办发〔2003〕1 号）提出“加强农民工教育培训，提高农民工职业能力”。这是新中国成立以来国家层面第一个关于农民工的专门文件，成为指导农民工教育培训工作的指向标。此后，《2003—2010年全国农民工培训规划》（国办发〔2003〕79 号）、《关于进一步做好农民工培训工作的指导意见》（国办发〔2010〕11 号）等一系列农民工教育培训政策先后出台。2018年，《国务院关于推行终身职业技能培训制度的意见》（国发〔2018〕11 号）提出：“建设知识型、技能型、创新型劳动者大军”，“针对城乡全体劳动者，推进基本职业技能培训服务普惠性、均等化，注重服务终身”，强调“深入实施农民工职业技能提升计划‘春潮行动’”。政府的农民工教育培训政策虽然初衷很好，为农民工提供了机会，但是在实施过程中却是“剃头挑子一头热”“农民工叫好不叫座”，存在农民工“无培可去”“有培不去”和“想培难去”的尴尬境况（曾阅林、王鹏，2012：20-22）。针对这种农民工培训意愿水平①参加培训意愿水平用样本中愿意参加培训的农民工数量占样本总数的比例表示。较高而实际参与培训率较低的现实情况，本文采用Meta 分析方法对农民工培训参与率和参与培训意愿水平的差距及其调节变量进行分析，提出应对策略，对提高农民工培训意愿水平和参与率，提升农民工素质和技能，促进社会和经济发展有一定现实意义。

二、文献综述和研究假设

对于农民工培训，大多数文献探讨了农民工职业培训的意义、现状和问题，并提出相应对策建议（许小青、柳建华，2005：93-95；宋月萍、张涵爱，2015：81-90；陈书伟，2015：18-24；何爱霞、刘雅婷，2017：79-87）；也有学者对农民工培训的相关主体地位、培训模式和制度等进行了研究（梁栩凌、王春稍，2014：72-76；房风文，2014：16-20）；还有学者提出借鉴国外培训经验实施国内农民工培训（王秀丽、宋林、朱红亮，2015：144-149；贾建锋、闫佳祺、孙新波，2016：27-33）。这些研究大多是描述性分析，对经验的反复诊释，缺乏理论高度的深层次阐释，也缺乏相关实证研究。在政策建议方面，已有文献多集中于政策建议应用层面，以原则性建议为主，涉及具体可行性措施和实施办法较少。另一方面，对于农民工职业培训需求与供给及其影响因素，也有少数学者关注并对此展开了实证研究，如丁煌等（2011：29-36）、琚向红（2013：87-92）、朱珠等（2017：371-377）、齐小兵和候景娟（2017：65-69）等。这些实证研究成果为本文进行Meta 分析提供了文献基础，基于这些文献，采用Meta 分析探讨农民工高培训意愿水平与低参与率悖论的缘由，有助于制定有针对性的可行性措施和操作办法，形成符合市场需求的职业培训制度。

农民工参加培训的意愿很高，85.21%的农民工“愿意参加培训”，其中，新生代农民工中有91.1%希望参加培训（魏扣，2011）。然而，农民工对培训的需求与现实状况都存在不同程度脱节，使培训需求难以得到充分满足，形成了培训意愿水平高但参与率很低的悖论（谢传会，2014：23-24）。往往出现自述偏好与现实选择不一致的情况，存在虽有接受职业培训的意愿但实际并不会参与的现象。文献研究结果表明，农民工参加培训意愿水平和实际参与率呈现四种情况：一是参加培训的意愿水平和实际参与率都比较高，如卢小君、张宁对大连市394 名农民工培训现状调查发现，87.3%的农民工表示愿意参加培训，实际参加培训的占 66.8%（卢小君、张宁，2017：35-40）；二是参加培训的意愿水平不太高，而实际参与率更低，如黄牧乾等基于珠三角1236 位新生代农民工的培训调查发现，样本中62.62%的农民工有意愿参加培训，而实际参与率仅为 35.03%（黄牧乾、叶海燕、吴辉剑、吴嘉浩，2017：70-74）；三是愿意参加培训的比例较高，实际参与率不是特别低，如湖北工业大学调研组发现74%的农民工愿意参加培训，而参加过培训的比例为45%（湖北工业大学农民工就业培训调研组，2015：97-99）；四是参加培训的意愿水平特别高，而实际参与率特别低，如刘平青和姜长云对北京市丰台区244 份农民工样本调查的结果显示，有参加培训意愿的农民工高达98%，而实际参与率只有28.3%（刘平青、姜长云，2005：77-89）。 可以看出，以上四种情况中，实际参与率和参加培训的意愿水平之间都存在一定差距。但对于二者之间差距大小，各研究观点并不一致。前述第三种情形受到更多学者认可，因此，基于第三种情形提出研究假设：

H1：农民工培训实际参与率比农民工参与培训的意愿水平低30%。

三、研究方法与数据来源

（一）研究方法

Meta 分析将独立定量研究加以统计和归纳，是定量综述研究的统计学方法。它通过对多项研究合并研究，最大限度地减少相互独立研究中的偏差，从而获得个别研究不能获得的普适性结论（哈里斯·库珀，2010：6），在评价与归纳实证研究方面具有客观性和科学性（张翼、樊耘、赵菁，2009：1-8）。Meta 分析与循证医学的思想相契合，因而被广泛应用于临床实验研究等医学领域，在心理学领域也得到一定运用，个别学者采用这种分析方法来研究企业绩效及其调节因素，而用以研究农民工教育培训方面的文献依然空白。

本文将农民工参加培训的意愿水平作为控制组，将他们的实际参加培训水平作为实验组，进行Meta 分析。在Meta 分析中，使用风险差（Risk Difference, RD）作为效应量。风险差是控制组和实验组所观察到的风险差值，即RD=p1-p2。其中，p1为实验组某事件发生例数与实验组总人数比值；p2为控制组某事件发生例数与控制组总人数比值；RD 值可以直观反映两组事件发生概率的绝对差异。一方面，用以检验农民工实际参加培训水平和参加培训意愿水平之间差异这一主效应；另一方面，通过Meta 回归分析，探析文献收据收集年份、研究对象地域差异和研究对象代际差异等因素对农民工培训实际参与率和参加培训意愿水平之间差异的潜在调节作用，为理论研究者与实务管理者提供有益的参考。

（二）样本和数据

1.检索策略

在中国知网数据库、维普数据库、万方数据库、中国优秀博硕士学位论文全文数据库中，对2000—2018年期间发表文献检索篇名、关键词、摘要或主题词包含“农民工”“培训”“教育”“学习”的相关文献；在ProQuest、Springer 英文数据库、百度学术和Google 学术网站，以关键词相应英文搜索对中国农民工培训进行研究的外文文献；通过上述文献的参考文献进一步寻找相关文献；从综述性文献中查找相应参考文献，避免遗漏。

2.文献纳入和排除标准

纳入标准：提供了农民工参与培训意愿水平和培训实际参与水平的数据，具有参加培训意愿的农民工数量或比例以及具有实际参与培训的农民工数量或实际参与率，并加以对比研究。排除标准：报告数据缺失的文献；样本有重叠或交叉的文献，没进行对比研究的文献，重复发表的文献以及综述性文献。

3.文献选择和质量评价

为保证文献质量，按照如下步骤进行文献选择：（1）根据文献来源选择。如果是期刊文献，须是被纳入中文核心期刊或者CSSCI 期刊发表的文献；如果是硕博论文，则要求作者所在高校为“211”“985”或“双一流”，否则排除；（2）根据文献题目和摘要选择。排除明显与纳入标准不符的文献；（3）根据文献内容选择。根据文献内容中信息量和数据完善程度进一步筛选，确定所选的文献符合纳入标准；（4）特殊文献处理。对于内容符合要求，但部分信息缺失或模糊的文献，与作者联系，获得准确数据后决定取舍。文献选择之后，两位研究人员从随机方法是否正确、报告结果是否存在选择性及是否具有可比性几个方面独立完成每篇文献的质量评价。

本研究共搜索到853 篇相关文献，依据标准筛选后，得到满足研究要求的25 篇实证研究文献，共27 组数据。这些文献的调查对象主要是新生代农民工，多分布在东部地区，共计14966 个农民工样本。

4.文献信息提取

提取研究所需文献信息：（1）基本信息：题目、研究人员姓名、发表年份等；（2）研究特征：研究地点、研究方案、研究对象特征、测量方法、干预措施等；（3）研究结果：参加培训意愿的农民工数量或比例以及具有实际参与培训的农民工数量或实际参与率。

四、农民工培训意愿水平和实际参与率的主效应分析

运用Stata 软件进行数据分析。采用Q 值和P 值分析各研究间是否存在异质性，异质性大小采用I2 描述（Higgins J.P、Thompson S .G.、Deeks J.J., et al, 2003：557-560）。如果各研究间不存在异质性（P ≥0.10），使用固定效应模型加以合并分析；如果存在异质性（P＜0.10），则采用随机效应模型进行合并分析。统计效应量采用区间估计和假设检验。区间估计均采用95% CI，假设检验采用u 检验，用Z值和P 值表示。

（一）异质性检验

运用Stata 计算农民工培训的意愿水平和实际参加培训水平之间差异这一主效应，异质性检验结果见表1和图1。检验结果表明，各研究间不具有同质性（P ＜0.10，I2 ＞50%）。因此，使用随机效应模型计算合并效应量。

（二）随机效应模型分析的结果

使用随机效应模型进行合并分析的结果见表1。农民工培训实际参加率和参与培训意愿水平的差异有统计学意义（Z=9.21，P ＜0.05）。合并效应量RD 值为-0.318，95%置信区间为（-0.385，-0.250），这表明相对于农民工参与培训的意愿水平，农民工培训实际参与率降低了31.8%。这和研究假设H1“农民工培训实际参与率比农民工参与培训的意愿水平减少30%”非常接近，意味着H1成立。

（三）敏感性分析

如果研究间存在异质性，且存在小样本研究效应，可以分别采用固定效应模型和随机效应模型进行Meta 分析并对所获得结果加以比较，如果两者相似，则小样本研究对合并效应量的影响不大，Meta 分析的结论具有稳健性（张天嵩、董圣杰、周支瑞，2015：326）。敏感性分析的结果如表1和表2所示，固定效应模型计算的合并效应量RD 值（-0.386）及其 95%置信区间（-0.395，-0.376）与随机效应模型分析结果（RD=-0.318）及其 95%置信区间（-0.385，-0.250）差别不大，结果方向也并未改变，表明合并分析的结果稳定。

表1：农民工培训实际参与率和参与培训意愿水平效应量Meta 分析结果（随机效应模型）

作者及年份 风险差（RD）95%置信区间 权重（%）下限 上限周小刚 (2014) -0.324 -0.361 -0.287 3.80许纯蕖 (2014) -0.483 -0.519 -0.447 3.81曹金华 (2014) -0.213 -0.288 -0.138 3.67王利梅 (2015) -0.437 -0.468 -0.405 3.81韩伟静 (2016) -0.347 -0.382 -0.312 3.81周彦兵 (2016) -0.682 -0.705 -0.659 3.83唐锋 (2016) -0.250 -0.351 -0.149 3.54赵琳 (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

图1：农民工培训实际参与率和参与培训意愿水平效应量森林图（随机效应模型）

表2：农民工培训实际参与率和参与培训意愿水平效应量Meta 分析结果（固定效应模型）

五、农民工培训实际参与率和培训意愿水平差距的调节效应分析

（一）调节变量及研究假设

合并分析结果表明，有31.8%愿意参加培训的农民工实际上并没有参加培训，这种培训实际参与率和参与意愿水平的差距受到某些潜在调节变量的影响。Arthur 等认为潜在调节变量是Meta 分析中包括的、能解释或有助于解释更多方差变异的任何变量（Arthur W.、Bennett W.、Huffcutta I.，2001：19）。调节变量依据理论分析和对方差变异的解释能力确定。潜在调节变量一般分为两类：（1）测量因素，如样本量的大小、测量农民工培训意愿水平的量表特征等；（2）情景因素，如农民工的特征、文献数据收集年份和培训的特征等（林枫、徐金发、潘奇，2011：74-83）。对相关文献加以梳理总结出以下的潜在调节变量：（1）测量因素：样本量的大小、统计基数等；（2）情景因素：文献数据收集年份、农民工的代际差异、农民工地域差异、“没时间”、“费用高”、“内容不实用”、“缺乏信息”、“培训不规范”、“没有想参加的培训内容”、“周围同事没参加”、“耽搁工作”、“自己文化基础差” 等变量。

图2：农民工培训实际参与率和参与培训意愿水平效应量森林图（固定效应模型）

1.测量因素

样本量的大小对估计结果的精度和稳定性可能产生一定影响。此外，在阻碍农民工参与农民工培训因素的测量中，部分文献以未参与培训的农民工样本为调查对象并以此为基数得到统计结果，而其他文献则以所有农民工样本作为调查对象并得到统计结果，因此统计基数存在差异。这些样本量的不同和统计基数差异可能使得各研究间存在一定异质性。因此，提出以下假设：

H2：样本量对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距具有显著的调节作用；

H3：统计基数对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距具有显著的调节作用。

2.情景因素

（1）文献数据收集年份

数据收集的年份能够反映出农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的时间序列发展规律，而且还可以体现出变化的外部环境形成的农民工培训参与意愿和实际参与率的推力或阻力因素。例如，改革开放以来的农民工教育培训政策经历了服务乡镇企业发展、服务城市社会发展和服务城乡社会转型发展三个阶段的发展，农民工培训政策得到不断推进和完善（张胜军，2012：22-26），各级政府逐渐重视农民工教育培训，开展农民工职业技能和素质提升的培训，并取得了一定成就。在这些因素影响下，农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距是不是也在逐年降低？因此，提出以下假设：

H4：文献数据收集年份对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距具有显著的调节作用。

（2）农民工代际差异

职业培训中，新生代农民工比第一代农民工有更强烈的参加意愿和更高的培训成本支付意愿（谢勇、黄承贵，2011：30-33）。农民工参加职业培训意愿的影响因素方面，第一代农民工具有较强的同质性，而新生代农民工群体内部的差异很大，异质性较强。然而，相关因素对农民工职业培训意愿的影响方向及其显著性方面，新生代农民工和全体农民工之间表现出高度的相似性（谢勇、李珣，2014：8-12）。鉴于这些研究结论的差异，提出以下假设：

H5：农民工的代际差异对培训实际参与率和参与意愿水平之间差距具有显著的调节作用。

（3）农民工地域差异

不同地域的农民工在农民工培训意愿水平和实际参与率方面是否存在差异？刘平青、姜长云分别对北京市丰台以及浙江宁波奉化等地区进行研究结果显示，在参加农民工培训意愿方面，北京与宁波愿意参加培训的农民工比例分别为98%和94.6%，差异不大；然而，就培训实际参与率而言，北京与宁波分别为28.3%和66.1%，存在很大差异（刘平青、姜长云，2005：77-89）。这表明，不同地域的农民工在培训实际参与率和培训意愿水平之间差距方面存在差异。因此，提出以下假设：

H6：农民工的地域差异对培训实际参与率和培训意愿水平之间差距具有显著的调节作用。

（4）“没时间”等制约因素

尽管接受教育培训是大多数农民工的愿望，但其实际参与率并不高。对于农民工没有参加培训的影响因素或者不参加培训的原因，各学者调查结果不尽相同，但大多实证研究的结果比较一致，认为主要影响因素在于“没时间”“费用高”“内容不实用”。如黄瑞玲等调查发现，培训费用、培训时间、培训内容、文化基础、培训班不规范等因素不同程度地影响农民工参加培训的积极性。其中培训费用、培训时间、培训内容列前三位，是农民工参加培训的主要制约因素（黄瑞玲、李南、王碗，2011：67-72）。根据所收集的27 组数据整理，农民工参加培训的制约因素主要有“没时间”“费用高”“内容不实用”“缺乏信息”“培训不规范”“没有想参加的培训内容”“周围同事没参加”“耽搁工作”“自己文化基础差”。因此，提出以下假设：

H7：“没时间”等制约因素对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距具有显著的调节作用。

（二）调节效应的检验结果

根据所研究的27 组文献数据存在的调节变量进行编码。以效应指标优势比（Odds Ratio，OR）为因变量，采用限制性最大似然法（REML法），建立协变量对OR 值的meta 回归模型。其中，OR值为实验组的比值与控制组比值之比，即2014年，国家进一步加大了农民工培训工作，国务院出台了《关于进一步做好为农民工服务工作意见》，并由人力资源和社会保障部出台了具体的《农民工职业技能提升计划——“春潮行动”实施方案》，因此文献数据收集年份采用虚拟变量，2014年以前的文献赋值为0，2014年及其以后的文献赋值为1；样本量采用连续变量形式；统计基数采用虚拟变量形式，以未参与培训者为基数赋值为1，其他为0；对于“农民工代际差异”这一调节变量，采用虚拟变量形式，研究对象为新生代农民工取值为1，其他为0；对于“农民工地域差异”这一调节变量，采用虚拟变量形式，研究对象在东部地区取值为1，其他为0；没参加培训的“没时间”“费用高”“内容不实用”等影响因素采取连续变量形式。运用Stata 软件进行Meta 回归分析，探讨这些潜在调节变量可能存在的调节作用。Meta 回归分析的结果如表3。回归分析结果显示，这些调节变量可以解释54.02%的异质性。

在测量因素中，样本量（P=0.478 ＞0.10）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的调节作用不具有统计学意义；而统计基数（P=0.037 ＜0.05）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的调节作用具有统计学意义。这意味着研究假设H2不成立，而研究假设H3成立。

在情景因素中，数据收集年份（P=0.165＞0.10）和农民工代际差异（P=0.128 ＞0.10）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的调节作用不具有统计学意义；而农民工地域差异（P=0.009 ＜0.05）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平二者之间差距的调节作用具有统计学意义。这意味着研究假设H4、H5不成立，而研究假设H6成立。

对于“没时间”等各个制约因素对农民工培训实际参与率和培训意愿水平二者之间差距的调节作用并不一致。这意味着H7 不成立。其中，“费用高”（P=0.226 ＞0.10）、“缺乏信息”（P=0.27 ＞0.10）、“培训不规范”（P=0.477 ＞0.10）、“没有想参加的培训内容”（P=0.16 ＞0.10）、“周围同事没参加” （P=0.215＞0.10）、“耽搁工作”（P=0.832 ＞0.10）、“自己文化基础差” （P=0.282 ＞0.10）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的调节作用不具有统计学意义；而“没时间”（P=0.085＜0.10）、“内容不实用”（P=0.009 ＜0.05）对农民工培训实际参与率和培训意愿水平之间差距的调节作用具有统计学意义。

（三）发表偏倚的检验

研究者撰写文章时，可能会以估计结果显著与否作为标准对估计模型进行筛选，从而产生文献研究结果的显著程度被高估的发表偏倚（Publication Bias）现象（彭俞超、顾雷雷，2014：126-131），为了使结果更客观，本文采用Begg 在1994年提出的秩相关法（Begg' s Rank Correlation Approach）定量地对发表偏倚问题分别进行检验。检验结果如表4。对27 项数据研究进行Kendall' s Score 连续性矫正后，得到检验结果 Z 值为1.42 ＜ 1.96，矫正后的 P 值为0.156，大于显著性水平 0.05，说明接受原假设，即不存在发表偏差。这也意味着Meta 回归分析质量良好，回归结果是可信的。

表3：农民工培训实际参与率和培训意愿水平研究差异性调节作用的Meta 回归分析

表4：发表偏倚的Begg 法检验结果

六、结论与建议

（一）研究结论

1.农民工培训“叫好不叫座”的确存在

就主效应而言，使用随机效应模型进行合并分析的结果表明，农民工实际参与率和培训参与意愿水平之间存在较大差距，合并效应量RD 值为-0.318，这表明相对于农民培训参与意愿水平，农民工实际参与培训率降低了31.8%。这也验证了农民工培训“剃头挑子一头热”“叫好不叫座”的尴尬境况的确存在。

2.东部地区的差距比其他地区小

在情景因素中，农民工地域差异对农民工培训实际参与率和培训意愿水平二者之间差距具有显著调节作用。东部地区就业农民工的培训实际参与率和培训参与意愿水平二者之间差距比其他地区更小。农民工地域差异产生调节作用可能在于：一方面，东部经济发达地区的经济结构和产业层次对农民工的素质和技能要求更高，这对东部地区农民工在培训的需求和实际参与率方面起到更好的客观促进作用。另一方面，东部经济发达地区是我国农民工主要输入地，当地经济发展离不开农民工的贡献，当地政府在信息提供和培训供给方面比中部和西部的地区做得更加完善一些。

3.时间是农民工参与培训的重要制约因素

在情景因素中，“没时间”对农民工培训实际参与率和农民工培训意愿水平二者之间差距具有正向调节作用，即“没有时间”的农民工越多，二者之间差距越大。这意味着，一些农民工虽然有较强的参加培训意愿，但因无空余时间而未能参加培训，导致培训实际参与率和农民工培训意愿水平之间的差距较大。

4.“内容不实用”对农民工培训实际参与率和参与意愿水平有显著影响

在情景因素中，虽然“内容不实用”和“没时间”对农民工培训实际参与率与参与意愿水平之间差距具有显著调节作用，但“内容不实用”比“没时间”的调节作用更为显著，且二者调节方向并不一致。“内容不实用”对农民工培训实际参与率与培训意愿水平二者之间差距具有显著的负向调节作用。这意味着，认为培训“内容不实用”的农民工越多，农民工培训实际参与率与培训意愿水平之间的差距反而会越小。原因在于当农民工觉得培训“内容不实用”时，他们的培训意愿水平和实际参与率都会很低，最终导致二者之间的差距变小。

（二）对策建议

这些调节效应对于实现农民工培训政策落地和转变农民工培训“叫好不叫座”的尴尬境况具有一定启示。

1.采取激励农民工培训的“推”“拉”策略

鉴于地域差异的调节效应，中西部地区可采取激励农民工培训的“推”“拉”策略。一方面，中西部地区经济不断发展，既可以实现农民工当地就业或创业，还可实现当地经济结构优化和产业层次提高。这些变化会对农民工的素质和技能提出更高要求，从而“推”动农民工通过培训提高自身素质和技能；另一方面，政府可通过网络、报纸、广播、宣传栏等多种渠道宣传相关培训政策和信息，提供咨询和服务，让更多农民工知道培训项目、了解培训内容，激发主动参加培训的热情，“拉”动农民工产生培训意愿，并进一步转化为参与培训的行动。

2.结合农民工培训特点，突出时间灵活性

鉴于“没时间”的调节效应，政府应鼓励农民工培训机构针对农民工培训的成人性、在职性、短期性等特点，推行灵活的学习制度。在课程设计上，可采取国际劳工组织开发的“模块式职业技能培训模式”（Modules of Employable Skill，MES），MES 培训内容由相对独立的学习单元组成，而且可依据劳动力市场需求迅速组合新培训模块。在教学方式上，可通过网络进行远程教学，不受时间和地点限制。在学习媒介上，可采取慕课、微课等网络课程形式在电脑、手机上进行呈现，便于远程学习和移动学习。在教学模式上，可采取循环教学的模式，便于随到随学，不耽误学习进度，保证培训的持续性和有效性。

3.针对农民工需求，重视培训内容的实用性

鉴于“内容不实用”的调节效应，在培训前，积极开展培训需求调查，以需求为导向设置培训项目，满足农民工不同层次、不同形式、不同内容的培训需求，充分考虑农民工的个体差异，实现分类、分批施教。在制定培训计划时，要考虑劳动力市场需要，把培训和就业结合起来，发展满足企业需求的“订单式”培训模式，增强培训项目的实用性和针对性，提高农民工参与培训的热情。在培训过程中，采取适合农民工群体的成人教育方法和现代教学手段，通过“学中干、干中练、练中学”，把课堂教学与实践有机结合起来，实现职业技能“学得会、用得着”。