黨海濤，劉志有

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊 830052）

長期以來，中國存在著嚴(yán)重的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，城市與農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈兩極分化趨勢，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的緩慢發(fā)展成為了中國整體經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展的短板。農(nóng)民作為農(nóng)村的主人公，其就業(yè)和收入問題是攻克“三農(nóng)”問題的關(guān)鍵。為解決這一困難，黨中央明確提出從培養(yǎng)農(nóng)民素質(zhì)、擴(kuò)大就業(yè)渠道、創(chuàng)新農(nóng)村產(chǎn)業(yè)等方面來促進(jìn)勞動力轉(zhuǎn)移以達(dá)到提高農(nóng)民收入的目的。在政府和市場的號召和影響下，農(nóng)民陸續(xù)加入到打工熱潮中，但是，對于貧困地區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中是否會受到影響？又會受到哪些因素的影響？這些因素對轉(zhuǎn)移的影響有多大？面對這些阻礙因素又該使用哪些措施去排除？

英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家劉易斯首創(chuàng)了二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)理論，并得出因收入差距的存在，勞動力會由低收入的傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)部門向高收入的現(xiàn)代工業(yè)部門轉(zhuǎn)移［1］。Ranis 等［2］提出了以分析農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移為核心、重視技術(shù)變化的“費(fèi)-拉尼斯模型”，即農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高是導(dǎo)致農(nóng)業(yè)剩余勞動力向工業(yè)部門轉(zhuǎn)移先決條件。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家托達(dá)羅認(rèn)為，城市經(jīng)濟(jì)擴(kuò)大工業(yè)投資不僅不能解決就業(yè)問題，反而會增加失業(yè)，大力發(fā)展農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)才是解決失業(yè)問題的根本出路［3］。伊斯特林借用相對貧困的假說來解釋人的行為：相對收入是指一個人內(nèi)在化的期望標(biāo)準(zhǔn)對收入作出的評價，是推動農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的內(nèi)生動力［4］。Taylor 等［5］則認(rèn)為農(nóng)村勞動力的流出會造成農(nóng)村人力資本和物質(zhì)資本的流失，從而會使該地區(qū)的生產(chǎn)率及農(nóng)民收入水平產(chǎn)生消極影響。朱?。?］認(rèn)為務(wù)工人群可以改善家庭狀況并且思想教育得到一定的提高，有利于加快現(xiàn)代化農(nóng)民的轉(zhuǎn)變。程名望等［7］認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對主銷區(qū)糧食產(chǎn)量產(chǎn)生了顯著影響，但并未對糧食主產(chǎn)區(qū)的糧食生產(chǎn)產(chǎn)生顯著影響。董瑩等［8］研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距有顯著作用。白建華等［9］認(rèn)為政府出臺的相關(guān)政策對掃清勞動力轉(zhuǎn)移途徑中的障礙有重要作用。戴青蘭［10］認(rèn)為農(nóng)村的居民收入水平、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力以及農(nóng)村資源的降低導(dǎo)致農(nóng)村對勞動力轉(zhuǎn)移形成推力，而城鎮(zhèn)收入差距、城鎮(zhèn)基礎(chǔ)水平及現(xiàn)代化建設(shè)等導(dǎo)致城鎮(zhèn)對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移形成拉力。薛蒙林［11］從時間維度方面進(jìn)行分析，表明勞動者工作方式和時間問題的變化是造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改變的原動力。

淅川縣曾是河南省內(nèi)的一個國家級貧困縣，2019年才正式脫貧，這期間農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移讓淅川縣經(jīng)濟(jì)有了一定的增長，但該縣在整體發(fā)展水平上與其他相鄰縣相比仍處于落后狀態(tài)。本研究從2007—2019年淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的情況入手，通過對比13年經(jīng)濟(jì)變化，分析了淅川縣勞務(wù)轉(zhuǎn)移問題，并就合理推動勞動力轉(zhuǎn)移促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更加全面發(fā)展提出了相應(yīng)的對策。

1 研究區(qū)域概況

1.1 勞動力轉(zhuǎn)移歷程

淅川縣處于山脈地區(qū)，且因經(jīng)濟(jì)落后至今未通鐵路，整體基礎(chǔ)設(shè)施相對落后，該縣有2 個街道、11個鎮(zhèn)和4 個鄉(xiāng)，總?cè)丝?4.6 萬人。其中，農(nóng)業(yè)人口數(shù)量65.8 萬人，占全縣人口的88.2%，農(nóng)村勞動力45.4萬人，占農(nóng)業(yè)人口的69.0%。自2004年以來，淅川縣已開始轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力，至2020 轉(zhuǎn)移的勞動力人數(shù)為142000 人。此后，淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)量在此基礎(chǔ)上有所增加，2006年增長4000 人，2007年增長2000 人，在2013年農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的增長量達(dá)到最高峰，達(dá)8740 人，隨后新增轉(zhuǎn)移人數(shù)雖有所下降但仍是增長狀態(tài)。

1.2 勞動力轉(zhuǎn)移分布

在轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動力人群中，16—25 周歲的人口所占比例最高，為39.0%；26—35 周歲次之，占38.0%；36—45 周歲再次之，占18.1%；46—55 周歲又次之，占3.1%；56 周歲及以上最少，僅占1.8%。其中，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移出去的男性人員占全部農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的男性人員在各個年齡段的分布情況：16—25 周歲有34.8%，26—35 周歲有38.1%，36—45周歲有22.9%，46—55 周歲有3.0%，56 周歲及以上有1.2%；而農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的女性人員占全部農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的女性人員在各個年齡段的分布情況：16—25 周歲有47%，26—35 周歲有35.7%，36—45周歲有14.5%，46—55 周歲有2.3%，56 周歲及以上有0.5%。

2 研究區(qū)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素實證分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2007—2019年淅川縣統(tǒng)計年鑒，為了更精確地探明淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素，從經(jīng)濟(jì)、個人、市場、資源、制度等方面進(jìn)行了整理，選取可以量化且能夠綜合反映出農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素指標(biāo)。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量 被解釋變量用于反映淅川縣的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移情況，因此，用“非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力的比值（Migration1）”和“第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重（Migration2）”2 個指標(biāo)作為判斷標(biāo)準(zhǔn)［12］，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)量越多，那么這兩者的比值就越大。

2.2.2 解釋變量 結(jié)合實際情況，避免非必要因素對分析結(jié)果造成影響，內(nèi)部推動力可能有農(nóng)村居民人均純收入（Income）、受教育程度（Education）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力（Power）、人均耕地數(shù)（Area）；外部形成的拉力可能有經(jīng)營性收入比重（Operating）、城鄉(xiāng)居民收入差距（Gap）、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)（Price）、城鎮(zhèn)化率（Urbanization）、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值比重（Agriculture）、第三產(chǎn)業(yè)投資占基建投資比重（Rate），選取的10 個指標(biāo)如表1 所示。

2.3 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素相關(guān)分析

利用SPSS 26.0 軟件對以上述10 個指標(biāo)進(jìn)行數(shù)據(jù)相關(guān)性分析（表2）。從表2 可以看出，經(jīng)營性收入比重、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)與非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值、第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重的相關(guān)關(guān)系檢驗不通過，概率不等于0，說明它們之間沒有相關(guān)性。農(nóng)村居民人均純收入、受教育程度（初中及以上占比）、城鄉(xiāng)居民收入差距、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、人均耕地數(shù)、城鎮(zhèn)化率、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值比重、第三產(chǎn)業(yè)投資占基建投資比重8 個指標(biāo)與非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值、第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重之間Pearson 相關(guān)系數(shù)較高，系數(shù)值均在0.75 及以上，且觀察Sig.（雙尾），其顯著性概率均為0.000（即小于0.01），在0.01顯著性水平上可以拒絕零假設(shè)。

第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值比重與第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重、非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值之間呈現(xiàn)的關(guān)系是負(fù)相關(guān)性，說明農(nóng)民經(jīng)營性收入越高，該縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)量越少；反之，則轉(zhuǎn)移的勞動力數(shù)量越多。

表1 模型變量描述

表2 淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與指標(biāo)各影響因素的相關(guān)系數(shù)

2.4 影響因子的回歸分析

利用SPSS 軟件進(jìn)行主成分分析，對各變量指標(biāo)進(jìn)行降維處理，總方差特征值解釋達(dá)到了91.521%，2 個主成分代表原先10 個指標(biāo)91.521%的信息，成分矩陣結(jié)果如表3 所示。

表3 成分矩陣

通過建立回歸模型，對淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的各影響因素進(jìn)行計量分析：

式中，Y代表被解釋變量農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移，即非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值、第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重；B0代表常數(shù)項；B1、B2、B3···B10代表相關(guān)系數(shù)；ZX1、ZX2、ZX3…ZX10代表10 個變量指標(biāo)；u則為隨機(jī)干擾項。

再進(jìn)行KMO 和BARTLETT 檢驗（表4），KMO 檢驗值為0.599 大于標(biāo)準(zhǔn)0.5，BARTLETT 檢測值為319.778，概率P是0.000，相關(guān)系數(shù)矩陣與單位矩陣存在顯著性差異，該檢驗通過，適合進(jìn)行因子分析。

表4 KMO 和巴特利特檢驗

根據(jù)成分矩陣以及主成分相對應(yīng)的特征值，得到2 個主成分中每個指標(biāo)所對應(yīng)的系數(shù)，即可得到2個主成分方程的表達(dá)式：

ZX是變量標(biāo)準(zhǔn)化處理后的結(jié)果，然后把F1、F2作為新的解釋變量，Y為被解釋變量，進(jìn)行回歸分析，可得到以下方程式：

經(jīng)檢驗，回歸模型判定系數(shù)R2遠(yuǎn)大于0.8 且接近于1，模型精準(zhǔn)，擬合效果理想；重新回歸的模型F統(tǒng)計量數(shù)值較大且P值較小，故每個解釋變量均通過了0.05 顯著水平的檢驗。

將式（1）、式（2）分別帶入式（3）、式（4），得到回歸方程：

利用各影響因素對非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值、第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重的影響系數(shù)，計算得出影響程度和影響率［14］（表5、表6）。以農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移為被解釋變量，判斷標(biāo)準(zhǔn)為用非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值、第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重來衡量，計算出的影響率即是淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移所受到的影響情況。

表5 各因素對非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值量化結(jié)果

表6 各因素對第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重量化結(jié)果

若按影響率對各因素進(jìn)行排序，從大到小順序為第三產(chǎn)業(yè)投資占基建投資比重、農(nóng)村居民人均純收入、受教育程度（初中及以上占比）、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力、城鎮(zhèn)化率、城鄉(xiāng)居民收入差距、人均耕地數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值比重。其中，經(jīng)營性收入比重與淅川縣勞動力轉(zhuǎn)移呈負(fù)相關(guān)，說明農(nóng)民如果能在農(nóng)村本地有較好的收入來源，則自然不會被外界因素所吸引，同時也反映出了農(nóng)民的傳統(tǒng)思想存在。而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)對該縣勞動力轉(zhuǎn)移造成的影響力很小，而出現(xiàn)這種原因可能是與該縣的農(nóng)業(yè)市場行情有關(guān)，政府需要對農(nóng)業(yè)市場進(jìn)行調(diào)整。此外，從其他影響因素相關(guān)系數(shù)判斷，淅川縣經(jīng)濟(jì)制度建設(shè)、教育建設(shè)、資源要素建設(shè)對該縣的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移起到了很大的促進(jìn)作用，可以肯定這幾個因素所占的重量程度。其中，農(nóng)村居民收入、受教育程度和農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力對勞動力轉(zhuǎn)移的影響更顯著，各因素每增加1 個單位對應(yīng)非農(nóng)勞動力與鄉(xiāng)村勞動力比值分別提升3.886、3.941、3.553 個單位，而對應(yīng)的第二三產(chǎn)業(yè)勞動力比重就會提升3.819、3.893、3.432 個單位。在兼顧平衡發(fā)展的同時，繼續(xù)使農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移順暢以提升農(nóng)村收入，淅川縣還應(yīng)繼續(xù)查漏補(bǔ)缺，讓優(yōu)勢繼續(xù)保持穩(wěn)定發(fā)展，且加大不足之處的改善。

3 對策與建議

3.1 提升農(nóng)民勞動素質(zhì)，創(chuàng)造新型農(nóng)民隊伍

在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和農(nóng)村現(xiàn)代化的過程中，農(nóng)村勞動力是農(nóng)村建設(shè)的真正主角，不能被其他任何因素所取代。因此，促進(jìn)淅川縣發(fā)展的首要任務(wù)是要搞好教育建設(shè)，提高農(nóng)村勞動力文化知識水平，加快傳統(tǒng)農(nóng)民向現(xiàn)代農(nóng)民的轉(zhuǎn)化。

3.2 完善農(nóng)村社會就業(yè)體系

農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移其中一個原因是農(nóng)民尋找不到就業(yè)機(jī)會，也無從知曉就業(yè)途徑。農(nóng)戶想要僅僅依靠種地來維持生活，則獲得收入并不足以維持生活需要。在有穩(wěn)定就業(yè)的前提下，農(nóng)民往往會選擇外出務(wù)工，為廣大農(nóng)民提供一個良好的就業(yè)渠道是解放勞動力的必要手段。

3.3 加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程

隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，單純依靠人力去拉動第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重并不是一件可行的事情，想要提升生產(chǎn)效率，科技支農(nóng)是關(guān)鍵的一步。淅川縣人多地少、地勢復(fù)雜，導(dǎo)致很多農(nóng)村勞動力得不到解放，不得不扎根于土地，引進(jìn)新型農(nóng)業(yè)機(jī)械是解決難題的良好途徑。

3.4 加大城鎮(zhèn)建設(shè)力度，推動城市快速發(fā)展

中國成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體后，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也在快速地發(fā)生變化，經(jīng)濟(jì)中心不斷地向第二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，且隨著人們消費(fèi)觀念的變化，服務(wù)業(yè)迎來了巨大的發(fā)展前景，為發(fā)展地方特色城鎮(zhèn)一體化創(chuàng)造了絕佳的機(jī)會，而地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展又可以擴(kuò)大本地區(qū)的就業(yè)容量，為本地剩余勞動力創(chuàng)造多個適宜的就業(yè)機(jī)會。

4 結(jié)語

通過主成分回歸分析，結(jié)合淅川縣各影響因素變動情況，對淅川縣農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移情況和各相關(guān)因素影響程度進(jìn)行了分析。隨著社會經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，面臨的困難問題也會變化，對剛脫貧困帽的淅川縣而言，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題還有待更深入的研究，這也對該縣的發(fā)展有著重要的現(xiàn)實意義和長遠(yuǎn)意義。