常青青，劉平輝

2016年中央“一號文件”提出六大措施促進農(nóng)民增收，事實上，解決“三農(nóng)”（農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民）問題的核心問題——農(nóng)民問題，關(guān)鍵就在于促進農(nóng)民增收，而促進農(nóng)民增收則立足于農(nóng)村勞動力的充分就業(yè)［1］。農(nóng)村勞動力就業(yè)是一個根據(jù)自身條件，兼顧內(nèi)外環(huán)境，綜合考慮得失的動態(tài)的決策過程，它受到個體、家庭、制度、經(jīng)濟以及環(huán)境等諸多因素的影響。張務(wù)偉等［2］在分析中充分考慮到了農(nóng)村勞動力就業(yè)的多維性，包括就業(yè)類型、就業(yè)時間、就業(yè)地點和就業(yè)收入等。可以看出，在農(nóng)村勞動力就業(yè)影響因素的研究中，影響變量與結(jié)果變量均是多維的，因此本研究選擇結(jié)構(gòu)方程模型［3］來進行研究分析。

國內(nèi)學者對農(nóng)村勞動力就業(yè)影響因素的研究比較廣泛，主要分析單個或多個影響因素對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響。王巍等［4］發(fā)現(xiàn)鄉(xiāng)村勞動力人數(shù)是長期內(nèi)始終正向影響勞動力就業(yè)的主要因素；黃河嘯［5］認為勞動力就業(yè)培訓顯著正向影響農(nóng)民工增收；劉曉昀等［6］研究發(fā)現(xiàn)中國女性比男性從事非農(nóng)就業(yè)的可能性低24%，性別差異顯著；李強等［7］分析得出，受教育程度對農(nóng)村勞動力就業(yè)選擇影響較大，且與農(nóng)戶收入正相關(guān)；陳江生等［8］研究表明，家庭勞動力個數(shù)、平均受教育年限、收入和區(qū)域就業(yè)環(huán)境等對農(nóng)村勞動力的流動模式選擇均有重要影響；康蘭媛［9］研究得出，農(nóng)村勞動力年齡大則省外就業(yè)意愿低，上年務(wù)工月收入和務(wù)工途徑顯著影響農(nóng)村勞動力省外就業(yè)。通過分析并結(jié)合研究區(qū)域的實際情況，根據(jù)江西省撫州市臨川區(qū)279份有效農(nóng)戶問卷調(diào)查數(shù)據(jù)，從農(nóng)戶個體特征、人力資本［10］特征、家庭特征、區(qū)域特征4個層面選取了年齡、性別等18個變量，從就業(yè)狀況層面選取了務(wù)農(nóng)類型、從事行業(yè)和從業(yè)地點3個變量，據(jù)此來分析研究農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響因素，以期為此類研究提供參考。

1　區(qū)域概況

臨川區(qū)下轄9鄉(xiāng)17鎮(zhèn)、2個墾殖場、5個街辦和1個工業(yè)開發(fā)區(qū)［11］，是撫州市市委、市政府所在地。區(qū)內(nèi)鷹廈鐵路、浙贛鐵路和向樂鐵路貫穿全境，多條高速公路穿境而過，交通便利，且臨川區(qū)距廣東和浙江等發(fā)達省份均較近，地理區(qū)位優(yōu)越。臨川素稱“才子之鄉(xiāng)”，區(qū)內(nèi)基礎(chǔ)教育發(fā)達。臨川區(qū)自然、區(qū)位、文化教育等方面的特征均比較突出，因此，將其作為農(nóng)村勞動力就業(yè)影響因素的研究區(qū)域具有較好的代表性。

2　數(shù)據(jù)來源

研究數(shù)據(jù)來源于2014－2015年的臨川區(qū)農(nóng)戶調(diào)查，調(diào)查以一對一入戶訪談的方式進行，調(diào)查對象為擁有臨川區(qū)農(nóng)村戶籍的農(nóng)戶。此次問卷調(diào)查共分三個階段進行：①預(yù)調(diào)查階段，2014年7月10~12日。調(diào)查歷時3 d，地點選在湖南鄉(xiāng)洪塘村、龍溪鎮(zhèn)湯家村和羅湖鎮(zhèn)良溪村，調(diào)查目的在于修正完善問卷中的不合理處，增加問卷的可讀性；②正式調(diào)查階段，2014年8月9~21日和2014年10月14~17日。調(diào)查歷時17 d，使用的調(diào)查問卷由三大部分組成，分別是戶主及家庭成員相關(guān)情況、耕地詳細情況和糧食種植信息；③補充調(diào)查階段，2015年6月1~7日。調(diào)查歷時7 d，補充調(diào)查的目的在于進一步豐富樣本數(shù)量。此次調(diào)查，共獲得問卷樣本291份，其中有效樣本279份，樣本有效率達95.9%。

調(diào)查樣點的選擇綜合考慮了臨川區(qū)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道的轄區(qū)面積、人口數(shù)量、經(jīng)濟水平、距離市區(qū)的遠近程度、區(qū)域類型以及基本農(nóng)田面積，最終確定的調(diào)查樣點和各鄉(xiāng)鎮(zhèn)調(diào)查獲得的有效樣本戶數(shù)詳細情況見圖1。從圖1可以看出，本次調(diào)查共涉及臨川區(qū)行政范圍內(nèi)的17個鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道、38個行政村，調(diào)查過程中在每個村均是隨機選取農(nóng)戶。此外，臨川區(qū)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道的區(qū)域類型大致可以劃分為平原、丘陵和山地三大類，樣點鄉(xiāng)鎮(zhèn)街道個數(shù)分別為2、13和3，其中溫泉鎮(zhèn)同時具有丘陵和山地兩種區(qū)域類型特征?？梢钥闯?，取樣點分布均勻、數(shù)量豐富，而且比較充分地反映了臨川區(qū)自然地理方面的實際情況，因此調(diào)查具有一定的可信度。

表1從年齡、性別、婚姻狀況和文化程度4個方面對臨川區(qū)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)進行了簡單統(tǒng)計。從中可以看出：①樣本中涉及到的農(nóng)村勞動力年齡分布在17～72歲，各年齡段分布不均，兩端人數(shù)少、中間人數(shù)多，大致呈現(xiàn)正態(tài)分布，比較合理；②樣本農(nóng)村勞動力的性別統(tǒng)計顯示男性明顯多于女性，這符合中國農(nóng)村勞動力就業(yè)的實際情況；③婚姻狀況統(tǒng)計顯示在婚的農(nóng)村勞動力人數(shù)占比明顯大于不在婚，這符合中國農(nóng)村人口婚姻狀況較為穩(wěn)定的現(xiàn)實［12］；④樣本中涉及到的農(nóng)村勞動力文化程度分布與2014年撫州市的農(nóng)村居民文化程度分布相比，前者高中及以上文化程度的人數(shù)占比大于后者，這符合臨川區(qū)基礎(chǔ)教育質(zhì)量較高的實際情況［13］。因此，本次問卷調(diào)查所獲得的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)信息合理、質(zhì)量較高，一定程度上能夠反映臨川區(qū)的實際情況。

圖1　樣點分布

3　模型設(shè)定與變量賦值

3.1　模型設(shè)定

結(jié)構(gòu)方程模型分為測量模型和結(jié)構(gòu)模型，是應(yīng)用線性方程表示觀測變量與潛變量之間，以及潛變量之間關(guān)系的一種多元統(tǒng)計方法［14］。模型的表達式如下：

公式（1）～（3）是表示結(jié)構(gòu)方程模型的3個矩陣方程式，其中，公式（1）是結(jié)構(gòu)模型，反映外生潛變量與內(nèi)生潛變量間的結(jié)構(gòu)關(guān)系，公式（2）和公式（3）是測量模型，反映潛變量與觀測變量間的關(guān)系，式中的自變量與因變量可以是連續(xù)型的，也可以是離散型的，對各公式變量所代表的含義解釋如下。

公式（1）中，η代表內(nèi)生潛變量，指就業(yè)狀況；ξ代表外生潛變量，指個體特征、人力資本特征、家庭特征和區(qū)域特征；ζ代表結(jié)構(gòu)方程的隨機誤差項，表示公式中η未能被解釋的部分；Β代表內(nèi)生潛變量的系數(shù)矩陣，表示內(nèi)生潛變量η之間的影響關(guān)系；Γ代表外生潛變量的系數(shù)矩陣，表示外生潛變量ξ對內(nèi)生潛變量η的影響。

公式（2）中，y代表內(nèi)生觀測變量，即反映就業(yè)狀況的各項指標；Λy代表y在η上的因子載荷構(gòu)成的系數(shù)矩陣；ε為內(nèi)生觀測變量的測量誤差向量。公式（3）中，x代表外生觀測變量，即反映個體特征、人力資本特征、家庭特征和區(qū)域特征的各項指標；Λx代表x在ξ上的因子載荷構(gòu)成的系數(shù)矩陣；δ為外生觀測變量的測量誤差向量。

3.2　變量賦值

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型對研究數(shù)據(jù)的要求，同時考慮MNL［15］模型對臨川區(qū)農(nóng)村勞動力就業(yè)影響因素的研究結(jié)論［16］，本研究對 2014－2015 年臨川區(qū)農(nóng)戶問卷調(diào)查的農(nóng)村勞動力數(shù)據(jù)進行整理并逐行剔除信息不全的數(shù)據(jù)后，將研究數(shù)據(jù)進行定義和重新賦值，見表2。

1）務(wù)農(nóng)類型：根據(jù)農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)活動程度的不同將務(wù)農(nóng)類型劃分為三類。其中，“全職務(wù)農(nóng)”指全年只從事農(nóng)業(yè)活動；“兼職務(wù)農(nóng)”指農(nóng)忙時務(wù)農(nóng)，農(nóng)閑時從事其他工作，包括務(wù)工和從事林業(yè)、牧業(yè)、漁業(yè)和養(yǎng)殖業(yè)；“不務(wù)農(nóng)”指全年只從事非農(nóng)活動。

2）從業(yè)地點：本次調(diào)查中未涉及在國外工作的農(nóng)村勞動力，因此根據(jù)農(nóng)村勞動力工作地點的不同將其劃分為五類。其中，“本村”指工作地點在本村；“本鄉(xiāng)鎮(zhèn)”指工作地點不在本村，但在本村所屬上級鄉(xiāng)鎮(zhèn)；“市內(nèi)”指工作地點不在本鄉(xiāng)鎮(zhèn)，但在臨川區(qū)其他鄉(xiāng)鎮(zhèn)或撫州市其他縣；“省內(nèi)”指工作地點不在撫州市，但在江西省其他市；“省外”指工作地點不在江西省，但在國內(nèi)其他省份。

4　結(jié)構(gòu)方程模型分析

4.1　模型修正和評價

結(jié)構(gòu)方程模型所依托的因子分析是驗證性因子分析，因此需要充分結(jié)合前人的研究結(jié)論。本研究認同張務(wù)偉等［2］的觀點，認為“個體特征通過影響人力資本特征，進而影響到農(nóng)村勞動力就業(yè)”，同時考慮到家庭特征中的家庭耕地純收入受人為影響較大，因此在設(shè)計模型時剔除了該變量，并據(jù)此建立了初設(shè)模型。運用Amos軟件運行初設(shè)模型并獲得各項參數(shù)的估計結(jié)果和模型的修正系數(shù)，據(jù)此對模型進行了以下3個步驟的修正：①個體特征和人力資本特征合并為一個潛變量以增加模型的可讀性；②區(qū)域特征中的耕地質(zhì)量等和家庭特征中的家庭人口規(guī)模變量未達到統(tǒng)計學上的顯著水平，修正時予以剔除；③個體和人力資本特征中的性別和手藝特長，家庭特征中的實際種植面積和耕地轉(zhuǎn)入率，糧食直補面積和耕地轉(zhuǎn)出率，糧食直補面積和耕地荒置率，耕地轉(zhuǎn)出率和耕地荒置率，耕地荒置率和區(qū)域類型，耕地荒置率和務(wù)農(nóng)類型以及區(qū)域特征和從事行業(yè)這8項相關(guān)關(guān)系的增加能顯著降低模型的卡方值，且這8項相關(guān)關(guān)系也符合實際情況，修正時予以增加。

為了驗證修正時增加的相關(guān)關(guān)系是否達到了統(tǒng)計學上的顯著水平，在結(jié)構(gòu)方程模型擬合過程中對其協(xié)方差進行了估計，具體結(jié)果見表3。由表3可以看出，8對變量間的相關(guān)關(guān)系均達到了顯著水平。

修正前后的模型擬合指標及評價標準見表4，由表4可以看出，最終模型的各項擬合指標均獲得了不同程度的改善，模型整體擬合度也較高，說明模型修正的比較合理。

表2　變量定義及賦值

表3　模型的相關(guān)關(guān)系估計

4.2　模型最終估計結(jié)果

修正后的最終模型估計結(jié)果見表5，由表5可以看出，模型中的各條影響路徑均顯著。其中，家庭特征和區(qū)域特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況有顯著的正影響，而個體和人力資本特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況有顯著的負影響。個體和人力資本特征、家庭特征以及區(qū)域特征影響農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的標準化路徑系數(shù)分別為－0.665、0.458 和 0.155， 也就是說，個體和人力資本特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響最大，其次是家庭特征，影響最小的是區(qū)域特征。

表4　模型擬合指標及評價標準

表5　模型估計結(jié)果

最終模型的方差估計結(jié)果見表6，由表6可以看出，表中未出現(xiàn)方差為負值的情況，這說明各項參數(shù)均可以做出合理的解釋，根據(jù)顯著性概率還可以看出各項參數(shù)均顯著。

表6　模型的方差估計結(jié)果

4.3　影響因素的作用機理

個體和人力資本特征、家庭特征、區(qū)域特征對臨川區(qū)農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響機理見圖2，對其進行具體解釋。

1）個體和人力資本特征影響機理。個體和人力資本特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響顯著為負，它由年齡、性別、婚姻狀況、文化程度和手藝特長5個指標構(gòu)成，其標準化載荷系數(shù)分別為 0.816、－0.220、0.594、－0.669 和－0.082，且均顯著。 這說明已婚、女性、年齡大、文化程度低且無手藝特長的農(nóng)村勞動力更傾向于在本村從事農(nóng)林牧漁業(yè)，選擇全職務(wù)農(nóng)。

出現(xiàn)這種結(jié)果的原因：①對于年齡大的已婚女性農(nóng)村勞動力來說，家庭因素以及用人單位招工基本條件的限制，迫使其選擇在本村以全職務(wù)農(nóng)的方式從事農(nóng)林牧漁業(yè)；②文化程度的高低和手藝特長的有無，是反映農(nóng)村勞動力就業(yè)轉(zhuǎn)移難易程度的兩個有效指標，前者通過影響勞動力的就業(yè)判斷、就業(yè)觀念等來影響農(nóng)村勞動力的就業(yè)狀況，后者則直接影響到農(nóng)村勞動力的就業(yè)選擇。

2）家庭特征影響機理。家庭特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響顯著為正，它由家庭勞動力個數(shù)、實際種植面積、糧食直補面積、耕地轉(zhuǎn)入率、耕地轉(zhuǎn)出率和耕地荒置率6個指標共同構(gòu)成，其標準化載荷系數(shù)分別為－0.312、－0.518、－0.724、－0.157、0.561 和0.248，且均顯著。這說明，家庭勞動力個數(shù)少、實際種植面積和糧食直補面積小、耕地轉(zhuǎn)入率低、耕地轉(zhuǎn)出率和耕地荒置率高，則農(nóng)村勞動力更傾向于在省外從事其他行業(yè)，選擇不務(wù)農(nóng)。

出現(xiàn)這種結(jié)果的原因：①勞動力個數(shù)少的家庭，多是與父母分戶后由子女組建的新家庭，其成員一般比較年輕且與父輩相比具有更高的文化水平，為了鞏固和發(fā)展新家庭，同時追求更高的生活水平，在能力范圍內(nèi)勞動力會更傾向于選擇不務(wù)農(nóng)，去經(jīng)濟更為發(fā)達的地區(qū)，在收入更高的行業(yè)中謀求發(fā)展；②實際種植面積和糧食直補面積小、耕地轉(zhuǎn)入率低、耕地轉(zhuǎn)出率和耕地荒置率高，這些因素會共同促使農(nóng)村勞動力脫離土地、選擇非農(nóng)就業(yè)。

3）區(qū)域特征影響機理。區(qū)域特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響也顯著為正，它由投入產(chǎn)出比、耕地利用等和區(qū)域類型3個指標構(gòu)成，其標準化載荷系數(shù)分別為－0.131、0.267 和 0.643， 且均達到顯著水平。這說明所在區(qū)域投入產(chǎn)出比小、耕地利用等低、區(qū)域類型為山地，則農(nóng)村勞動力更傾向于省外不務(wù)農(nóng)就業(yè)，且不傾向于選擇農(nóng)林牧漁業(yè)。

出現(xiàn)這種結(jié)果的原因：①投入產(chǎn)出比對農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的影響反映了現(xiàn)今農(nóng)村普遍存在的一種“隱形拋荒”行為，也就是說勞動力在耕地上的投入不足，從而使得其無法獲得應(yīng)有的產(chǎn)出；②區(qū)域類型為山地和耕地利用率低，表明農(nóng)村勞動力所在區(qū)域耕地質(zhì)量比較低或者土地利用系數(shù)小，也就是說勞動力從事農(nóng)業(yè)活動收益不高，這必然導致其脫離農(nóng)業(yè)活動，選擇不務(wù)農(nóng)或出省謀求發(fā)展。

4）相關(guān)關(guān)系影響機理。①性別和手藝特長顯著正相關(guān)，也就是說有手藝特長的農(nóng)村勞動力中男性居多，這符合實際；②家庭實際種植面積與耕地轉(zhuǎn)入率顯著正相關(guān)，且相關(guān)系數(shù)很高，這說明家庭增加的耕地多來源于耕地流轉(zhuǎn)；③糧食直補面積與耕地轉(zhuǎn)出率顯著正相關(guān)、與耕地荒置率顯著負相關(guān)，且耕地轉(zhuǎn)出率也與耕地荒置率顯著負相關(guān)。這是因為耕地流轉(zhuǎn)中，耕地面積的大小在很大程度上影響其流轉(zhuǎn)的難易程度，零碎的耕地不好轉(zhuǎn)出，勞動力不愿耕種就只好選擇荒置；④耕地荒置率與區(qū)域類型和務(wù)農(nóng)類型均顯著正相關(guān)。這是因為山地區(qū)域由于耕地破碎，流轉(zhuǎn)難度大，荒置率會較高，而生活在該區(qū)域的勞動力迫于生計大多只能離開家鄉(xiāng)，選擇其他工作；⑤區(qū)域特征與從事行業(yè)顯著負相關(guān)。在區(qū)域特征較差的情況下，農(nóng)村勞動力不傾向于從事農(nóng)林牧漁業(yè)。

圖2　農(nóng)村勞動力就業(yè)影響因素最終模型

5　結(jié)論

個體和人力資本特征是影響農(nóng)村勞動力就業(yè)的首要因素，其中又以年齡的影響最大，文化程度次之。提高農(nóng)村勞動力的文化程度能從根本上改善其就業(yè)狀況；家庭特征對農(nóng)村勞動力就業(yè)的影響中以糧食直補面積和耕地轉(zhuǎn)出率最為重要。因此，健全耕地流轉(zhuǎn)制度也不失為改善農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的一條有效途徑；區(qū)域特征是影響農(nóng)村勞動力就業(yè)狀況的末位因素，但可以看出，糧食直接補貼對農(nóng)村勞動力從事農(nóng)業(yè)活動仍然有一定促進作用。

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