農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響

宋元梁，孫鳳禮

(西安工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710021)

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農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響

宋元梁，孫鳳禮

(西安工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，西安 710021)

摘要：研究農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的定量影響，以發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)理論為基礎(chǔ)，以陜西省實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過(guò)建立多元回歸模型，實(shí)證分析現(xiàn)有條件下農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響程度.研究表明，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)集約發(fā)展的內(nèi)在要求，既能促成職業(yè)農(nóng)民階層形成，又能釋放邊際農(nóng)村勞動(dòng)力向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，發(fā)展農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)有助于提高農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移效率和形成遷移型人力資本等資源.

關(guān)鍵詞：農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)；農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；多元回歸模型；遷移型人力資本

migratory human capital

開(kāi)展農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，是發(fā)達(dá)國(guó)家農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的通行做法，也是我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必經(jīng)之路.圍繞農(nóng)業(yè)專業(yè)化、市場(chǎng)化、現(xiàn)代化的目標(biāo)，尊重廣大農(nóng)民的意愿，打破家庭小塊土地的分散經(jīng)營(yíng)格局，以農(nóng)民為主體，組織土地適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，實(shí)行專業(yè)化生產(chǎn)，社會(huì)化服務(wù)和機(jī)械化配套，能夠提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)產(chǎn)品商品率和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入市場(chǎng)的時(shí)效，促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)全面發(fā)展，是我國(guó)農(nóng)業(yè)持續(xù)發(fā)展的客觀要求.

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)指在一定的生產(chǎn)力水平和農(nóng)業(yè)社會(huì)服務(wù)體系多元的情況下，從家庭經(jīng)營(yíng)為核心的規(guī)模經(jīng)營(yíng)道路走向多種形式的規(guī)模經(jīng)營(yíng),以實(shí)現(xiàn)最佳的規(guī)模經(jīng)營(yíng)效益的活動(dòng)[1].在我國(guó)農(nóng)業(yè)種植規(guī)模過(guò)小，導(dǎo)致主要農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本高，缺乏國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力.因此，必須擴(kuò)大土地經(jīng)營(yíng)規(guī)模以提高農(nóng)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力[2].農(nóng)地的適度集中和規(guī)?；?jīng)營(yíng)是一國(guó)提高土地利用率，促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展、小城鎮(zhèn)建設(shè)的客觀需要和必然選擇[3].通過(guò)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，可以促進(jìn)農(nóng)業(yè)市場(chǎng)化、專業(yè)化、集約化經(jīng)營(yíng)，農(nóng)業(yè)和糧食生產(chǎn)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)，有利于農(nóng)業(yè)向三高一優(yōu)的現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展[4].同時(shí)，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)通過(guò)提高農(nóng)民的組織化程度，引導(dǎo)農(nóng)民有組織的進(jìn)入市場(chǎng)[5]，緩解了農(nóng)民外出務(wù)工和農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力老齡化帶來(lái)的土地撂荒問(wèn)題[6]，增加了農(nóng)民收入，促進(jìn)農(nóng)村社會(huì)和諧發(fā)展[7].在進(jìn)行農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)時(shí)，如果社會(huì)保障體系不健全，農(nóng)戶不會(huì)輕易地將土地流轉(zhuǎn)出去，否則將面臨生存問(wèn)題[8].我國(guó)目前制約農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的因素是農(nóng)地流轉(zhuǎn)機(jī)制不健全、農(nóng)地產(chǎn)權(quán)不明晰、農(nóng)村剩余勞動(dòng)力難以解決就業(yè)問(wèn)題以及農(nóng)業(yè)人口社會(huì)保障體系不健全[9].農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的實(shí)現(xiàn)需要二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，使得很多農(nóng)戶非農(nóng)收入所占比重提高，農(nóng)戶對(duì)農(nóng)地依賴性減弱，自愿流轉(zhuǎn)農(nóng)地意愿增強(qiáng)才可行[10].目前，我國(guó)農(nóng)村社會(huì)保障工作已經(jīng)取得了較為明顯的成績(jī)，農(nóng)村居民的生活安全得到了基本的保護(hù)，新農(nóng)合在農(nóng)村的覆蓋率已經(jīng)超過(guò)了80%[11]，新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度在2009年開(kāi)始試點(diǎn)，2012年實(shí)現(xiàn)了全國(guó)基本全面覆蓋的目標(biāo)[12].

城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)存在所導(dǎo)致的收入差異，使農(nóng)村勞動(dòng)力不斷地向城市流動(dòng)[13].引起人口流動(dòng)最重要的因素是經(jīng)濟(jì)因素，追求生產(chǎn)生活條件的改善是人口流動(dòng)最重要的動(dòng)機(jī).2014年我國(guó)農(nóng)民工總量達(dá)2.74億人，其中外出農(nóng)民工1.68億人，從區(qū)域分布看，中西部地區(qū)增長(zhǎng)快于東部地區(qū)[14].陜西省農(nóng)民工總量2014年為693萬(wàn)人，預(yù)計(jì)到2020年陜西省農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移人數(shù)將會(huì)縮減至400萬(wàn)人，到2020年累計(jì)轉(zhuǎn)移1 000萬(wàn)人，即陜西省要轉(zhuǎn)移將近40%的農(nóng)村居民進(jìn)城落戶[15].我國(guó)20世紀(jì)70年代末80年代初推行的農(nóng)村土地家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制，與之前實(shí)行的農(nóng)業(yè)集體化的“大鍋飯”體制相比，極大地調(diào)動(dòng)了農(nóng)民的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)積極性，糧食等農(nóng)作物產(chǎn)量連年增加，農(nóng)民收入提高，農(nóng)產(chǎn)品積累增多，從而有力地支持了我國(guó)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速成長(zhǎng).然而，二元結(jié)構(gòu)下城鄉(xiāng)收入差距長(zhǎng)期存在，導(dǎo)致農(nóng)村資源(勞動(dòng)力、資金等)持續(xù)地向城鎮(zhèn)或經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)流入，原有的農(nóng)地家庭承包經(jīng)營(yíng)制度遇到極大挑戰(zhàn)：種地缺勞、投資乏力、增收困難，甚至出現(xiàn)土地撂荒、拋荒現(xiàn)象.時(shí)代呼喚農(nóng)地經(jīng)營(yíng)制度的創(chuàng)新,文中以陜西省實(shí)地調(diào)查數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過(guò)建立多元回歸模型，實(shí)證了現(xiàn)有條件下農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響程度.

1樣本數(shù)據(jù)與指標(biāo)變量的選擇

1.1樣本數(shù)據(jù)

文中所用數(shù)據(jù)為項(xiàng)目組2015年2月份《農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體情況調(diào)查》匯總數(shù)據(jù).調(diào)查問(wèn)卷設(shè)計(jì)分四部分，涵蓋農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體劃分、基本情況、政府優(yōu)惠政策落實(shí)情況以及土地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的外部環(huán)境四大問(wèn)題，問(wèn)卷調(diào)查涉及陜西省糧食主產(chǎn)區(qū)規(guī)模經(jīng)營(yíng)生產(chǎn)的農(nóng)場(chǎng)54家.剔除無(wú)效問(wèn)卷，最終得到有效問(wèn)卷48份.部分調(diào)查數(shù)據(jù)見(jiàn)表1，農(nóng)地面積以畝(1畝=0.667公頃，下同)為單位，便于農(nóng)戶識(shí)用.

1.2指標(biāo)選取

選取指標(biāo)遵循理論與實(shí)際相結(jié)合原則，指標(biāo)參考《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《陜西統(tǒng)計(jì)年鑒》及其他相關(guān)數(shù)據(jù).所選指標(biāo)既能反映研究?jī)?nèi)容，又能從資料中查得.根據(jù)理論分析和調(diào)查問(wèn)卷的實(shí)際情況，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)實(shí)體以農(nóng)場(chǎng)為單位,農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)四個(gè)指標(biāo)選取農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、經(jīng)營(yíng)土地的承包年限、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有農(nóng)用機(jī)械數(shù)量等；農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移指標(biāo)以外出務(wù)工人數(shù)為代表.

1.3變量假設(shè)

假設(shè)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移指標(biāo)為因變量,與之相關(guān)的獨(dú)立的自變量有四個(gè),分別是:農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)土地的承包年限、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有農(nóng)用機(jī)械數(shù)量.假設(shè)因變量與四個(gè)獨(dú)立的自變量之間呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系.

表1　農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體部分調(diào)研數(shù)據(jù)表

2實(shí)證分析

2.1方差分析

方差分析假設(shè):建立原假設(shè)和備擇假設(shè).原假設(shè)H0：自變量對(duì)因變量沒(méi)有顯著的影響.備擇假設(shè)H1：自變量對(duì)因變量有顯著的影響.當(dāng)分析結(jié)果的顯著性水平值小于臨界值0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)；當(dāng)分析結(jié)果的顯著性水平值大于臨界值0.05時(shí)，接受原假設(shè).

方差分析結(jié)果:農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差分析見(jiàn)表2,顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，故拒絕原假設(shè)H0，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移有顯著影響.農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積的擴(kuò)大可使農(nóng)地得到集約化、規(guī)?；慕?jīng)營(yíng)管理，從而提高生產(chǎn)效率，促使農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移.

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)土地的承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差分析見(jiàn)表3,顯著性水平值為0.346，大于臨界值0.05，故接受原假設(shè)H0，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)土地的承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移沒(méi)有顯著影響.

在理論上，承包年限越長(zhǎng)，越利于規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體增加固定資產(chǎn)投資，興修基礎(chǔ)設(shè)施，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移.但由調(diào)研數(shù)據(jù)分析得出農(nóng)地的承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響不顯著，產(chǎn)生該結(jié)果是由于當(dāng)?shù)氐奶厥猸h(huán)境和外部因素造成的.調(diào)研數(shù)據(jù)顯示，近八成的農(nóng)場(chǎng)注冊(cè)資本30萬(wàn)元以下，而且資金來(lái)源困難；超過(guò)7成的農(nóng)場(chǎng)目前流動(dòng)資金10萬(wàn)元以下；有近7成的農(nóng)場(chǎng)負(fù)債5萬(wàn)元以下.規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體2012—2014年平均修水渠415 m，平均打機(jī)井1.63口，平均購(gòu)入農(nóng)業(yè)機(jī)械3.75臺(tái)，累計(jì)平均投資約為33.3萬(wàn)元.由于規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的資金較少，且資金來(lái)源困難，導(dǎo)致農(nóng)地承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響不顯著.

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差分析見(jiàn)表4,顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，故拒絕原假設(shè)H0，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有顯著影響.規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資增加，可優(yōu)化農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的內(nèi)外部基礎(chǔ)環(huán)境，使農(nóng)地生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)效益效率進(jìn)一步提高，從而使農(nóng)村勞動(dòng)力進(jìn)一步轉(zhuǎn)移.

表2　農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差分析

表3　農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)土地的承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的方差分析

表4　農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的方差分析

農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的方差分析見(jiàn)表5,顯著性水平值為0.013，小于臨界值0.05，故拒絕原假設(shè)H0，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有顯著影響.農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體更多使用農(nóng)用機(jī)械，提高農(nóng)地生產(chǎn)效率和農(nóng)地生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的規(guī)模效益，單位面積農(nóng)業(yè)生產(chǎn)勞動(dòng)力投入數(shù)量減少，從而促使農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移.

表5　農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的方差分析

由2.1分析得出，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有顯著影響，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的土地承包年限對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移無(wú)顯著影響.

2.2多元回歸分析

由2.1分析看出,影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因素不是單一的，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資和農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體擁有的農(nóng)用機(jī)械數(shù)量對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移均有顯著影響.為了進(jìn)一步分析農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的不同指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的定量影響，進(jìn)行多元回歸模型分析.

假設(shè)模型的多元回歸方程

L=a+β1X1+β2X2+β3X3+μ

(1)

式中:L為轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量；a為勞動(dòng)力的自發(fā)轉(zhuǎn)移數(shù)量；β1,β2,β3為自變量系數(shù)，對(duì)應(yīng)回歸分析中相應(yīng)的回歸系數(shù)；X1,X2,X3分別為農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量；μ為隨機(jī)誤差項(xiàng).

通過(guò)對(duì)農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資和農(nóng)用機(jī)械數(shù)量三個(gè)變量進(jìn)行多元回歸得到結(jié)果見(jiàn)表6.由表6可以看出，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積的顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響顯著；規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資的顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響顯著；農(nóng)用機(jī)械數(shù)量的顯著性水平值為0.199，大于臨界值0.05，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響不顯著.原因是農(nóng)場(chǎng)的固定資產(chǎn)投資中包括農(nóng)用機(jī)械的投資，農(nóng)用機(jī)械數(shù)量與農(nóng)場(chǎng)的固定資產(chǎn)投資呈現(xiàn)正向關(guān)系，農(nóng)用機(jī)械數(shù)量非獨(dú)立自變量，兩者有很強(qiáng)的相關(guān)性，農(nóng)場(chǎng)的固定資產(chǎn)投資與農(nóng)用機(jī)械數(shù)量這兩個(gè)自變量產(chǎn)生了多重共線性.

表6　初始回歸分析結(jié)果

故剔除農(nóng)用機(jī)械數(shù)量這個(gè)自變量，以農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資兩個(gè)指標(biāo)為自變量，重新進(jìn)行多元回歸得到其對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響的結(jié)果見(jiàn)表7，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積的顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響顯著；規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體的固定資產(chǎn)投資的顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響顯著.得到模型的多元回歸方程

L=0.684+0.198X1+0.036X2

(2)

式中：L為轉(zhuǎn)移的農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量；X1,X2分別為農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的面積和主體固定資產(chǎn)投資.

表7　變量篩選后回歸分析結(jié)果

2.3多元回歸的檢驗(yàn)

2.3.1模型的擬合優(yōu)度檢驗(yàn)

模型的多元回歸方程式(2)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)輸出結(jié)果見(jiàn)表8.由表8分析得出，可決系數(shù)為0.989，即有98.9%的樣本數(shù)據(jù)能夠被樣本回歸線解釋，該模型的擬合程度非常好.

表8　擬合優(yōu)度檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.2回歸方程的顯著性檢驗(yàn)

模型的多元回歸方程式(2)顯著性檢驗(yàn)輸出結(jié)果見(jiàn)表9.由表9分析得出，該回歸方程的顯著性水平值為0.000，小于臨界值0.05，該回歸方程顯著.

2.3.3回歸方程系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)

模型的多元回歸方程式(2)系數(shù)顯著性檢驗(yàn)輸出結(jié)果見(jiàn)表10.由表10可以得出，農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)面積、規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資的顯著性水平值均為0.000，小于臨界值0.05，兩個(gè)指標(biāo)對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響顯著，該回歸方程的系數(shù)顯著.

2.3.4回歸方程的多重共線性檢驗(yàn)

模型的多元回歸方程式(2)多重共線性檢驗(yàn)輸出結(jié)果見(jiàn)表11.由表11分析可以得出，方差膨脹因子(VIF)的值均為4.987，滿足小于5的條件，故該回歸模型不存在多重共線性.

2.3.5回歸方程的異方差檢驗(yàn)

模型的多元回歸方程方程式(2)的異方差檢驗(yàn)輸出結(jié)果如圖1所示.

表9　方程顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表10　方程系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表11　多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1　異方差檢驗(yàn)結(jié)果

由圖1可以看出，散點(diǎn)均勻圍繞在均值附近，沒(méi)有呈現(xiàn)偏離均值越來(lái)越大或越來(lái)越小的趨勢(shì)，該回歸方程不存在異方差.

模型的多元回歸方程式(2)經(jīng)過(guò)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)、顯著性檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn)和異方差檢驗(yàn)，解釋了農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移之間的定量關(guān)系，得到結(jié)論：農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)的面積每增加100畝，可以增加19.8個(gè)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移；規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體固定資產(chǎn)投資每增加100萬(wàn)元，可以增加3.6個(gè)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移.

3結(jié) 語(yǔ)

實(shí)證研究表明，現(xiàn)有條件下農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)與農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移之間存在著正向相關(guān)關(guān)系.農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)是我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的內(nèi)在要求，對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)農(nóng)村而言，由于縣域經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、農(nóng)民收入相對(duì)較低和農(nóng)村貧困人口較多等影響，農(nóng)民的戀地情節(jié)較重，因此，農(nóng)民非農(nóng)就業(yè)水平、農(nóng)民工市民化率和農(nóng)村社會(huì)保障程度等都會(huì)直接影響農(nóng)地流轉(zhuǎn)和規(guī)模經(jīng)營(yíng)的歷史進(jìn)程.農(nóng)地規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體在長(zhǎng)期利潤(rùn)誘導(dǎo)下，持續(xù)增加農(nóng)業(yè)固定資產(chǎn)投資，促使農(nóng)業(yè)資本有機(jī)構(gòu)成不斷提高，促使農(nóng)業(yè)發(fā)展的同時(shí)釋放邊際農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，可以不斷地形成向城鎮(zhèn)非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的遷移型人力資本.

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(責(zé)任編輯、校對(duì)白婕靜)

Research on the Impact of Scale Operation of Farmland on Rural Labor Transfer

SONGYuanliang，SUNFengli

(School of Economics and Management,Xi’an Technological University,Xi’an 710021,China)

Abstract:The paper studies the quantitative influence of scale operation of farmland on rural labor force.With the Development Economics as the theretical foundation and on the basis of the data collected from Shaanxi province,the impact of scale operation of farmland on rural labor force under the present condition is analyzed with a multivariate regression model.The study shows that the scale operation of farmland is the inherent requirement of intensive development of agricultural economy.It can not only promote the cultivation of professional farmers,but also help the marginal rural labor force turn to urban non-agriculture industries.It is concluded that the development of scale operation of farmland is conducive to increasing the rural labor transfer efficiency and forming the migratory the human capital.

Key words:scale operation of farmland;the rural labor transfer;multivariate regression model;

文獻(xiàn)標(biāo)志碼:中圖號(hào)：F321.1A

文章編號(hào)：1673-9965(2016)03-0206-07

作者簡(jiǎn)介：宋元梁(1960-)，男，西安工業(yè)大學(xué)教授，主要研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)和和勞動(dòng)經(jīng)濟(jì).E-mail:yls60@sohu.com.

收稿日期：2015-12-28

DOI:10.16185/j.jxatu.edu.cn.2016.03.007

基金資助：教育部人文社科基金(10YJA790161)