王淦+陳蓉+方萍萍+楊錦秀

摘要：基于四川省399份退出生豬散養(yǎng)農(nóng)戶的微觀樣本數(shù)據(jù)，通過建立multinomial logit模型分析散養(yǎng)農(nóng)戶退出后行業(yè)選擇的影響因素。實證結(jié)果表明：與選擇“務(wù)工為主”相比，健康狀況對農(nóng)戶從事其他行業(yè)有正向影響；受教育年限對戶主選擇只從事種植業(yè)有顯著負(fù)影響；性別對戶主選擇自營業(yè)有顯著負(fù)影響；家庭規(guī)模對農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（種植業(yè)+養(yǎng)殖業(yè)）和失業(yè)有正影響，對戶主從事自營業(yè)有顯著負(fù)影響；退出前家庭總收入對戶主從事養(yǎng)殖業(yè)和只從事種植業(yè)有顯著正影響；當(dāng)前家庭總收入對戶主從事養(yǎng)殖業(yè)和自營業(yè)有顯著正影響；家庭收入非農(nóng)占比對戶主從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有顯著負(fù)影響；到縣城和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離對戶主從事養(yǎng)殖業(yè)和只從事種植業(yè)有負(fù)影響；地形僅對戶主從事自營業(yè)為主存在顯著負(fù)影響；退出時間對農(nóng)戶選擇只從事種植業(yè)、自營業(yè)為主有顯著正影響?；谟嘘P(guān)結(jié)論，本研究提出如下政策建議：提高農(nóng)民受教育程度，拓展農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)渠道，逐步實現(xiàn)用“知識經(jīng)濟(jì)”替代“肌肉經(jīng)濟(jì)”；大力發(fā)展新農(nóng)村建設(shè)，充分利用當(dāng)?shù)剞r(nóng)村勞動力資源，促進(jìn)農(nóng)戶提高家庭非農(nóng)收入比例；對于因自身健康和年齡因素而面臨失業(yè)的農(nóng)戶應(yīng)進(jìn)行適當(dāng)扶持，給予適當(dāng)照顧。

關(guān)鍵詞：退出生豬散養(yǎng)農(nóng)戶；就業(yè)選擇；影響因素；multinomial logit模型

中圖分類號： F323.6文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號：1002-1302（2017）12-0321-05

改革開放以來，中國農(nóng)村勞動力狀況發(fā)生了巨大的變化。但是現(xiàn)階段，仍然存在許多制約農(nóng)村勞動力就業(yè)的因素。首先是依然堅挺的城鄉(xiāng)二元社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對家庭勞動力就業(yè)的障礙，而大多數(shù)農(nóng)村勞動力其實是進(jìn)入非正規(guī)經(jīng)濟(jì)部門，形成非正規(guī)經(jīng)濟(jì)群體[1]。其次是社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制發(fā)育尚且不夠健全。在影響經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要的土地、勞動力、資本、創(chuàng)新等要素方面，還存在著十分明顯的供給抑制與供給約束，從而制約著農(nóng)業(yè)勞動力的有效就業(yè)。最后是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，吸納勞動力能力低下。長期以來，工業(yè)部門吸納農(nóng)村勞動力的能力有限，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)增長呆滯，無法被工業(yè)部門吸收就業(yè)的農(nóng)村剩余勞動力只能滯留，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是促進(jìn)農(nóng)村勞動力就業(yè)的關(guān)鍵[2]。

在農(nóng)村勞動力就業(yè)仍存在諸多障礙的宏觀背景下，生豬散養(yǎng)戶退出成為一種趨勢。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示：2003—2014年，全國養(yǎng)豬的場戶數(shù)由10 792萬戶下降到4 954萬戶，凈減少了54.10%。在退出的場戶中，主要是散養(yǎng)農(nóng)戶。這種趨勢的動因既有國家政策對生豬規(guī)模養(yǎng)殖的支持，也有散養(yǎng)戶自身問題。疫病損失風(fēng)險大、價格波動風(fēng)險大、養(yǎng)豬業(yè)效益低、養(yǎng)殖技術(shù)門檻高、農(nóng)村勞動力短缺、政府政策支持、其他就業(yè)機(jī)會增加等因素使農(nóng)戶退出生豬生產(chǎn)[3-6]。

生豬散養(yǎng)戶大舉退出，重新成為農(nóng)村剩余勞動力大軍中的一員，積極引導(dǎo)和促進(jìn)其就業(yè)，同時實現(xiàn)農(nóng)民創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)是一項緊迫的任務(wù)。本研究通過建立multinomial logit模型，研究在相同的宏觀背景下，退出生豬養(yǎng)殖的勞動力在選擇就業(yè)行業(yè)上存在怎樣的差別，關(guān)鍵影響因素是什么，從而為引導(dǎo)和促進(jìn)就業(yè)提供政策性建議。

1數(shù)據(jù)來源與樣本基本特征

1.1數(shù)據(jù)來源

四川省作為傳統(tǒng)的生豬養(yǎng)殖大省，同時也在積極尋求畜牧業(yè)轉(zhuǎn)型之路，因此以四川省為研究區(qū)域具有一定代表性。本次調(diào)研于2014年寒暑假分2次進(jìn)行，對四川省生豬散養(yǎng)農(nóng)戶展開調(diào)查，共發(fā)放1 000份問卷，獲取863個有效樣本，其中有399個農(nóng)戶分別在不同的時間選擇退出了生豬養(yǎng)殖，退出率為46.23%。

抽樣過程：首先，按地域特征將四川?。ǔ?個自治州外）分為北部、中部、南部3個區(qū)域，在每個區(qū)域各隨機(jī)選擇4個地級市；其次，根據(jù)各地生豬養(yǎng)殖情況，在每個地級市選取1～4個樣本縣，在每個樣本縣選取2個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)），在每個鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）選取1個樣本村；最后，在每個樣本村隨機(jī)抽樣調(diào)查從事過或正在繼續(xù)從事生豬散養(yǎng)的20戶農(nóng)戶（不含由散養(yǎng)發(fā)展為規(guī)?；B(yǎng)殖的農(nóng)戶）。

1.2樣本基本特征

在399份退出生豬養(yǎng)殖農(nóng)戶樣本中，戶主為男性的農(nóng)戶有374戶，占總數(shù)的93.73%；在年齡段的選擇上，調(diào)查以26歲以上、55歲以下的中青年適齡勞動力為主，共占總數(shù)的 65.16%；受教育水平方面普遍不高，6年及以下的戶主占比最大，達(dá)到56.39%，其次是7～9年的戶主，比重為 35.59%，受教育年限10～12年、13年及以上的戶主分別有25（627%）、7人（1.75%）；家庭規(guī)模以3～4人為主，占比為72.18%；在家庭收入方面，退出前家庭收入普遍為2萬元以下（34.59%）、2萬～<4萬元（25.31%）、4萬～<6萬元（17.29%）；退出后的家庭年收入分布比較平均，其中2萬元以下、2萬～<4萬元和4萬～<6萬元分別下降至14.79%、13.53%、15.54%，與之對應(yīng)的是年收入在8萬～<10萬元、10萬～<12萬元和12萬元及以上的農(nóng)戶占比小幅上漲，上漲幅度分別為10.53、5.76、11.27百分點。說明農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)收入明顯改善。從家庭非農(nóng)收入占比來看，79.20%的農(nóng)戶家庭收入非農(nóng)占比達(dá)到80%及以上，其次是20%以下的農(nóng)戶，占比為11.53%（表1）。

2模型構(gòu)建與結(jié)果分析

2.1模型構(gòu)建

農(nóng)戶就業(yè)行業(yè)是多分類因變量，選用隨機(jī)效用的離散選擇模型（multinomial logit模型）分析變量對農(nóng)戶選擇行業(yè)的影響因素。具體模型如下：

Y=α+β1X1+β2X2+…+βnXn+u。

式中：Y為農(nóng)戶選擇的行業(yè)；Xn為影響變量；βn為對應(yīng)變量的參數(shù)；u為隨機(jī)擾動項；α為截距項。

2.2變量設(shè)置和描述性統(tǒng)計

由表1、表2可知，樣本農(nóng)戶以男性居多，占比為 93.37%。戶主的身體狀況較好，只有5位戶主的身體狀況為喪失勞動力，占比為1.25%；23位戶主身體素質(zhì)較差，占比為5.76%。戶主的年齡均值為51.616歲，最小26歲，最大83歲。戶主的受教育年限均值為6.942年，最短受教育年限0年，最長受教育年限18年。退出前家庭總收入的均值為 39 328.11元，退出后家庭總收入的均值為91 749.17元，可見農(nóng)戶在退出生豬養(yǎng)殖后的就業(yè)狀況有所改善。endprint

在退出養(yǎng)殖后，有48個戶主因此失業(yè)，占比為12.03%。43個戶主繼續(xù)以養(yǎng)殖業(yè)為主，占比為10.78%；49個戶主只從事種植業(yè)，占比為12.28%；220個戶主選擇以務(wù)工為主，占比為55.14%；務(wù)工類型包括普通打工、技術(shù)性打工、家政服務(wù)打工，其中僅有1個戶主從事家政服務(wù)打工。39個戶主選擇以自營業(yè)為主，占比為9.77%。自營業(yè)類型包括自營服務(wù)業(yè)、商業(yè)等。

2.3模型結(jié)果與分析

2.3.1無關(guān)選擇獨立性假設(shè)（indenpendence irrelevant alternatives，簡稱IIA）假定的Hausman檢驗在使用Stata 13.0進(jìn)行MNL模型擬合后，進(jìn)行IIA假定的Hausman檢驗。結(jié)果顯示，模型通過獨立性檢驗（表3）。

2.3.2結(jié)果分析

2.3.2.1戶主人力資本對就業(yè)選擇的影響在其他條件不變的情況下，與選擇務(wù)工為主相比，身體狀況越差，戶主越傾向于選擇繼續(xù)從事養(yǎng)殖業(yè)、自營業(yè)為主，影響程度隨自營業(yè)為主、養(yǎng)殖業(yè)為主、失業(yè)依次升高。說明務(wù)工者首先要保證身體健康，務(wù)工要求的體力比其他工作更高。年齡對自營業(yè)為主的戶主影響不顯著，對戶主其他就業(yè)選擇有顯著影響，但是受教育年限對戶主選擇只從事種植業(yè)有顯著影響，受教育程度越高的戶主越不會選擇從事種植業(yè)。性別對戶主選擇自營業(yè)有顯著負(fù)影響，女性相比于男性選擇自營業(yè)的概率更大（表4）。

2.3.2.2家庭特征變量對就業(yè)選擇的影響在其他條件不變的情況下，家庭規(guī)模對戶主就業(yè)選擇分別有不同程度的影響。家庭規(guī)模越大，對從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)（種植業(yè)+養(yǎng)殖業(yè)）和失業(yè)有正影響，影響程度以種植業(yè)大于養(yǎng)殖業(yè)。原因在于養(yǎng)殖業(yè)有較大的季節(jié)性，家庭人口越多，在農(nóng)忙時節(jié)勞動力就越充足，其他時間可以進(jìn)行兼業(yè)。同時因為家庭人口多，收入來源廣，因此允許家庭成員存在部分暫時性失業(yè)，而不影響整個家庭的生存。家庭規(guī)模越大對戶主從事自營業(yè)有顯著負(fù)影響，平均邊際效用為-0.089（表5）。這說明，家庭規(guī)模每增加1人，從事自營業(yè)的概率就降低8.9%。相對于務(wù)工而言，退出前家庭總收入對戶主從事養(yǎng)殖業(yè)和只從事種植業(yè)有顯著正影表2變量的含義及描述性統(tǒng)計結(jié)果

變量名及符號變量含義及賦值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值Y：農(nóng)戶退出生豬養(yǎng)殖后的就業(yè)方向1=繼續(xù)從事養(yǎng)殖業(yè)；2=只從事種植業(yè)；3=以打工為主；4=以自營業(yè)為主；5=失業(yè)2.9641.026151.戶主人力資本健康狀況1=健康；2=身體素質(zhì)較差；3=喪失勞動力1.0980.33713年齡戶主實際年齡（歲）51.61610.5492683受教育年限戶主實際受教育年限（年）6.9422.749018性別1=男；0=女0.9370.243012.家庭特征變量家庭規(guī)模家庭實際人口數(shù)3.1730.94316退出前家庭總收入退出生豬養(yǎng)殖前實際收入（元）39 328.1135 628.39820271 300家庭總收入2013年家庭實際收入（元）91 749.17167 105.602 006 000非農(nóng)占比2013年家庭非農(nóng)收入/總收入0.8180.320013.區(qū)位特征到縣城的距離家到縣城的距離（km）26.02518.287681到鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）的距離家到鄉(xiāng)鎮(zhèn)的距離（km）6.3945.062030到村主干道的距離家到村主干道的距離（km）0.8111.275020村莊地形（參照組：山地）丘陵是=1；其他=00.6420.48001平原是=1；其他=00.2560.43701退出年限生豬退出至2014年2.4550.96314

2.3.2.3區(qū)位特征對戶主就業(yè)的影響在其他條件不變的情況下，到村主干道的距離對就業(yè)選擇都沒有顯著影響；到縣城和鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）的距離，對戶主從事養(yǎng)殖業(yè)和只從事種植業(yè)有負(fù)影響，距離縣城和鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）越遠(yuǎn)，越不愿意從事農(nóng)業(yè)，而是外出務(wù)工。一般來說距離縣城和鄉(xiāng)（鎮(zhèn)）越遠(yuǎn)，外出工作花在尋找工作、路費和生活費上的就業(yè)成本便會過高，因此應(yīng)該越不愿意外出務(wù)工。但是實證結(jié)果與此相反，可能原因在于戶主的受教育年限均值為6.942年，受教育年限達(dá)到7年及以上的占比為43.61%。因此農(nóng)戶進(jìn)行非農(nóng)就業(yè)的半徑較大。同時，農(nóng)村剩余勞動力在因鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)容納能力有限和城市就業(yè)政策放寬逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)樵诠I(yè)化推進(jìn)下“離土又離鄉(xiāng)、進(jìn)廠又進(jìn)城”的異地非農(nóng)轉(zhuǎn)移并成為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要方式[7]。

2.3.2.4地形對戶主就業(yè)的影響地形僅對戶主從事自營業(yè)為主存在顯著負(fù)影響，務(wù)工為主與自營業(yè)為主相比，丘陵和平原地區(qū)的農(nóng)戶更傾向于選擇打工。平原區(qū)和丘陵區(qū)相對來說交通便利，工商業(yè)發(fā)展水平較高，非農(nóng)就業(yè)機(jī)會多，有利于青年農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)。而外出務(wù)工與從事自營業(yè)其實都是非農(nóng)就業(yè)。因此，對于這些農(nóng)戶而言，在交通便利的情況下，更愿意打工。

2.3.2.5退出時間對就業(yè)的影響相對打工而言，在其他條件不變的情況下，退出時間對農(nóng)戶選擇只從事種植業(yè)、自營業(yè)為主有顯著正影響。一般來說，退出時間越長，就業(yè)信息掌握越充分，更有利于作出更合理的就業(yè)決策。以務(wù)工為主的平均邊際效應(yīng)為-0.101，達(dá)到1%顯著水平，這說明退出時間每增加1年，就有10.1%的戶主不愿意外出打工。

2.3.2.6失業(yè)的影響因素分析戶主失業(yè)的影響因素，除了主觀因素包括健康狀況不佳、年齡偏大會導(dǎo)致失業(yè)外，性別也有一定影響，女性較男性易失業(yè)。同時退出年限對失業(yè)有顯著正影響，退出時間越長，失業(yè)率越高。這主要是因為退出時間越長，戶主年齡越大，因而賦閑在家。

3結(jié)論

針對目前生豬散養(yǎng)戶大舉退出后的就業(yè)問題，本研究以四川省為研究區(qū)域，分析農(nóng)戶退出后的行業(yè)選擇的影響因素。結(jié)果表明，戶主就業(yè)選擇受人力資本中的健康、年齡、受教育年限和家庭特征變量中的家庭規(guī)模、家庭年收入及區(qū)位特征、地形、農(nóng)戶退出時間的綜合影響，但不同類型就業(yè)選擇所受影響的程度各異。其中受教育年限越長，農(nóng)戶就業(yè)半徑越大，因此“離土又離鄉(xiāng)、進(jìn)廠又進(jìn)廠”的現(xiàn)象普遍。

生豬散養(yǎng)農(nóng)戶退出養(yǎng)豬業(yè)后的重新就業(yè)機(jī)制，主要體現(xiàn)在兩大方面：其一是退出機(jī)制；其二是再就業(yè)機(jī)制。首先，政府應(yīng)該正確引導(dǎo)農(nóng)戶退出生豬養(yǎng)殖后對生產(chǎn)設(shè)備的處理，或由政府進(jìn)行統(tǒng)一處理，進(jìn)行出售或出租，避免浪費資源。其次基于有關(guān)結(jié)論，為了更好引導(dǎo)和安置農(nóng)戶就業(yè)，本研究提出政策建議：第一，提高農(nóng)民受教育程度、加大對農(nóng)民的培訓(xùn)力度、拓展農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)渠道，逐步實現(xiàn)用“知識經(jīng)濟(jì)”替代“肌肉經(jīng)濟(jì)”；第二，大力發(fā)展新農(nóng)村建設(shè)，使農(nóng)村勞動力資源能夠在當(dāng)?shù)氐玫匠浞掷?，促進(jìn)農(nóng)戶提高家庭非農(nóng)收入比例；第三，對于因自身健康和年齡因素而面臨失業(yè)的農(nóng)戶應(yīng)進(jìn)行適當(dāng)扶持，給予適當(dāng)照顧。表4農(nóng)戶退出生產(chǎn)對就業(yè)影響的多元Logit模型估計結(jié)果

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