西部地區(qū)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素分析
——以內(nèi)蒙古為例

李 靜

(中央民族大學(xué)，北京 100081)

中國(guó)特色社會(huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，社會(huì)的主要矛盾發(fā)生了變化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多地表現(xiàn)在發(fā)展不平衡、不充分上。中國(guó)特色社會(huì)主義新時(shí)代，不僅面臨著新的問題，更有新舊問題的交織。新型城鎮(zhèn)化的推進(jìn)仍是目前的重要任務(wù)，而農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的合理、有序的轉(zhuǎn)移，則是實(shí)現(xiàn)新型城鎮(zhèn)化的重要手段。農(nóng)村剩余勞動(dòng)力規(guī)模迅速擴(kuò)大，這不僅是我國(guó)勞動(dòng)力資源的浪費(fèi)，更加阻礙了我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的整體進(jìn)步。相對(duì)于我國(guó)中東部而言，當(dāng)前西部地區(qū)由于受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通、環(huán)境等各方面的影響[1]，存在大量閑置勞動(dòng)力，如何解決西部地區(qū)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問題，不僅是解決農(nóng)民“就業(yè)”的重要問題，更是西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，是實(shí)現(xiàn)農(nóng)民富裕、農(nóng)村經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的根本保證。

1 文獻(xiàn)回顧

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)創(chuàng)始人威廉·配第闡釋人口流動(dòng)是利益差異所導(dǎo)致的[3]。劉易斯(1954)建立了對(duì)于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的第一個(gè)理論模式，即“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)”，由于工業(yè)部門在分配原則下勞動(dòng)者獲得的收入大于農(nóng)業(yè)部門集合形式下得到的較低的勞動(dòng)報(bào)酬，這種收入差距導(dǎo)致農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力在無人為障礙的情況下向工業(yè)部門流動(dòng)[4]。拉尼斯、費(fèi)景漢(1970)則認(rèn)識(shí)到工農(nóng)業(yè)之間的內(nèi)部聯(lián)系，引入了農(nóng)業(yè)技術(shù)這一因素，強(qiáng)調(diào)農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步能有效促進(jìn)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，從而推動(dòng)勞動(dòng)力的有效轉(zhuǎn)移[3]。托達(dá)羅(1969)認(rèn)為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)之后首先要在傳統(tǒng)工業(yè)部門工作，之后才有可能在現(xiàn)代工業(yè)部門找到穩(wěn)定工作，因此，托達(dá)羅提出城鎮(zhèn)失業(yè)率也是造成農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)因，這一理論更加合乎我國(guó)的基本國(guó)情[3]。馬克思認(rèn)為機(jī)器的大量普及是造成勞動(dòng)力流動(dòng)的最直接原因[1]。與拉尼斯、費(fèi)景漢的技術(shù)進(jìn)步不謀而合。曾龍，楊建坤(2020)通過中國(guó)281個(gè)地級(jí)市地區(qū)的研究，得出收入差別、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、過剩的勞動(dòng)力及靈活的政策因素加快了人口遷移[5]。雷鵬飛，趙凡(2020)在研究勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移時(shí)指出戶籍制度約束了大量人口職業(yè)和身份的轉(zhuǎn)變[6]。祝鵬飛，趙德昭，吳鋼(2020)認(rèn)為勞動(dòng)力自身的素質(zhì)即受教育水平也是一個(gè)因素，一方面它決定了勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)之后可以得到工作機(jī)會(huì)的概率，另一方面受教育程度的高低也影響其在城市工作的收入多少，前者占主導(dǎo)地位[7]。

綜上所述，就國(guó)內(nèi)外有關(guān)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的研究文獻(xiàn)來看，對(duì)民族地區(qū)的相關(guān)研究嚴(yán)重缺乏。而就少數(shù)民族有關(guān)剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移研究狀況和民族地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及城鎮(zhèn)化速度而言，內(nèi)蒙古地區(qū)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移問題，更具有研究空間和研究意義，特別是農(nóng)村牧區(qū)蒙古族剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的研究，有其必要性和特殊性。

2 模型構(gòu)建與實(shí)證分析

2.1 變量設(shè)置

2.1.1 城鄉(xiāng)收入差距

農(nóng)村居民收入水平的高低可能是推動(dòng)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的最直觀原因。物價(jià)水平不斷上升，人們的需求不斷增多，從事一些簡(jiǎn)單農(nóng)業(yè)活動(dòng)所獲得的收入已經(jīng)不能再滿足農(nóng)民的支出需要，這種條件下農(nóng)村勞動(dòng)力就會(huì)選擇到城市工作以獲得較高的勞動(dòng)報(bào)酬。鄧?guó)檮?，陸百甫的研究表明，勞?dòng)力大都來自收入較低的地區(qū)，但并不是最低收入戶，他解釋說收入最低居民沒有能力支付轉(zhuǎn)移所需成本，同時(shí)也缺少必要的人力資源[8]。因此，收入中等的人群發(fā)生遷移的可能性最強(qiáng)。

2.1.2 預(yù)期收入

當(dāng)農(nóng)民通過從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)獲得的收入不能滿足其生活需要時(shí)，就會(huì)產(chǎn)生轉(zhuǎn)移到城市的想法，然而大多數(shù)生活在農(nóng)村的居民想法會(huì)比較保守，他們?cè)诿媾R選擇時(shí)，往往會(huì)考慮到在城鎮(zhèn)工作的預(yù)期收入除了需要支付轉(zhuǎn)移的距離成本、城鎮(zhèn)的生活，還要負(fù)擔(dān)離家的心理成本等等，比較二者產(chǎn)生的成本收益多少，然后再做出是進(jìn)城還是留在農(nóng)村的決定。由于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城市后大都在城鎮(zhèn)私營(yíng)單位工作，故筆者選用年鑒中“城鎮(zhèn)私營(yíng)單位就業(yè)人員平均工資”作為預(yù)期收入。

2.1.3 城鎮(zhèn)失業(yè)率

城鎮(zhèn)失業(yè)率反映的是城鎮(zhèn)人口的失業(yè)情況以及農(nóng)村剩余勞動(dòng)力進(jìn)入城鎮(zhèn)后的就業(yè)情況[9]。托達(dá)羅模型的進(jìn)步就在于將城鎮(zhèn)就業(yè)概率引入到了模型之中，他認(rèn)為盡管城鎮(zhèn)中也存在失業(yè)率，但一大部分人經(jīng)過一段時(shí)間還是可以獲得工作的，即便流動(dòng)到城市中的勞動(dòng)力在短時(shí)期處于無業(yè)狀態(tài)，但是其只要獲得工作，所得收入要遠(yuǎn)高于在農(nóng)村從事農(nóng)業(yè)勞動(dòng)獲得的收入。農(nóng)村勞動(dòng)力選擇進(jìn)入城鎮(zhèn)工作不僅僅是由城鄉(xiāng)的工資差別決定的，還要看他們?cè)诔擎?zhèn)中獲得就業(yè)機(jī)會(huì)的概率。

正如平飛（2011）所述，權(quán)衡權(quán)變要在眾多層次和眾多方面的規(guī)律和規(guī)則中當(dāng)機(jī)立斷，靈活確定在復(fù)雜情況下最值得遵循的規(guī)律和規(guī)則，也就是說需要對(duì)各種“經(jīng)”“禮”及其適應(yīng)條件、范圍有認(rèn)識(shí)，實(shí)施行為時(shí)始終具有原則和立場(chǎng)，違背“假經(jīng)”就要符合“真經(jīng)”，背離“此經(jīng)”就要暗合“彼經(jīng)”，暫離“文經(jīng)”就要契合“實(shí)經(jīng)”。

2.1.4 農(nóng)業(yè)技術(shù)

拉尼斯、費(fèi)景漢認(rèn)為農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向大量城鎮(zhèn)流動(dòng)的前提。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提高會(huì)導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率的大幅度上升，由于邊際生產(chǎn)率遞減導(dǎo)致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出到達(dá)一定值后，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力不再增加，產(chǎn)生了隱形失業(yè)者即大批的富余勞動(dòng)力，這種情況下這些富余勞動(dòng)力就很有可能會(huì)選擇進(jìn)入到城鎮(zhèn)當(dāng)中去尋找新的就業(yè)機(jī)會(huì)[10]。由于農(nóng)業(yè)技術(shù)指標(biāo)難以量化，筆者采用農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資總額、農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積和糧食單產(chǎn)4個(gè)指標(biāo)來表示農(nóng)業(yè)技術(shù)。

基于前人的理論及相關(guān)研究成果可知，學(xué)者們大多運(yùn)用定性的方法分析影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因素，定量分析較少，而這些定量分析中數(shù)量性因素又較為常見，非數(shù)量因素寥寥無幾。因此，鑒于前人對(duì)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移研究的不足，筆者以定量分析為主，定性為輔，引入農(nóng)業(yè)技術(shù)這個(gè)非數(shù)量因素及城鄉(xiāng)收入差距、預(yù)期收入、城鎮(zhèn)失業(yè)率等數(shù)量因素，建立面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究。選取以下變量作為研究指標(biāo)(見表1)。

表1 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素變量定義及說明

2.2 數(shù)據(jù)來源

筆者在《內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒》上搜集了內(nèi)蒙古自治區(qū)2015年—2019年的面板數(shù)據(jù)，用于研究分析。面板數(shù)據(jù)能夠同時(shí)展現(xiàn)時(shí)間和截面上的數(shù)據(jù)變動(dòng)，綜合了時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)的長(zhǎng)處，不但可以增加數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)，提高估計(jì)的準(zhǔn)確性，還可以控制單個(gè)個(gè)體的差異性，從而達(dá)到了模型的有效性估計(jì)[11]。

2.3 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素實(shí)證分析

2.3.1 主成分分析

2.3.1.1 主成分分析基本原理。主成分分析是測(cè)量多個(gè)變量之間相關(guān)程度的一種多元統(tǒng)計(jì)分析方法，它是把數(shù)量較多的原始變量濃縮成少數(shù)幾個(gè)互相無關(guān)的變量，而這些濃縮后的變量需要盡可能多的代表原始變量所提供的信息，然后用這些無關(guān)變量來替代最開始的變量進(jìn)行后續(xù)分析。

2.3.1.2 相關(guān)性檢驗(yàn)。對(duì)選取的各個(gè)指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，得到變量間相關(guān)系數(shù)(見表2)，從表中可以看出城鄉(xiāng)收入差距和預(yù)期收入、城鎮(zhèn)失業(yè)率之間相關(guān)系數(shù)分別為0.782、-0.432，城鎮(zhèn)失業(yè)率和農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額、有效灌溉面積之間的相關(guān)系數(shù)分別為0.347、0.393，農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資額和農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力、有效灌溉面積、糧食單產(chǎn)之間的相關(guān)系數(shù)分別是0.659、0.858、0.565，農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力和有效灌溉面積、糧食單產(chǎn)之間的相關(guān)系數(shù)是0.782、0.671，有效灌溉面積和糧食單產(chǎn)的相關(guān)系數(shù)為0.599，這些變量在0.01水平上顯著相關(guān)；城鄉(xiāng)收入差距和有效灌溉面積的相關(guān)系數(shù)為-0.335，在0.05水平上顯著相關(guān)。通過相關(guān)系數(shù)的大小能夠判斷出，變量間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，因此為了避免多重共線性問題需要對(duì)自變量數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析。

表2 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素自變量相關(guān)性檢驗(yàn)

2.3.1.3 主成分分析過程。 對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化得到標(biāo)準(zhǔn)化后數(shù)據(jù)，通過“KMO 和 Bartlett 檢驗(yàn)”，得到KMO是0.672，檢驗(yàn)的伴隨概率接近于0，表明數(shù)據(jù)適合做主成分分析。表3給出了從農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素變量中提取各成分的方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率，由表可知，成分1和成分2的初始特征值大于1，這樣一來只能提取2個(gè)主成分，提取方差和累計(jì)百分比只有74.84%，解釋程度比較低，提取出的主成分代表性較差，因此筆者選擇提取3個(gè)主成分，用其代表86.556%的信息。

表3 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素變量提取主成分

表4給出的是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素變量的主成分系數(shù)矩陣，可以看出，主成分1對(duì)“農(nóng)戶固定資產(chǎn)投資總額”“農(nóng)村機(jī)械總動(dòng)力”“有效灌溉面積”“糧食單產(chǎn)”4個(gè)變量的解釋程度最高，分別是89.1%、79.8%、93.6%、70%，而這4個(gè)變量恰好是測(cè)量農(nóng)業(yè)技術(shù)的指標(biāo)，故將成分1概括為“農(nóng)業(yè)技術(shù)”變量(x1)；主成分2對(duì)“城鄉(xiāng)收入差距”“預(yù)期收入”的解釋程度最高，分別是81.6%、81.9%，將其命名為“收入”變量(x2)；主成分3對(duì)其他變量解釋程度都較低，對(duì)“城鎮(zhèn)失業(yè)率”提取了71.3%，故將成分3直接命名為“城鎮(zhèn)失業(yè)率”(x3)。

表4 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素變量主成分分析結(jié)果

2.3.2 單位根檢驗(yàn)

序列在不平穩(wěn)的情況下建立回歸模型很容易造成“偽回歸”，為此，筆者需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了彌補(bǔ)單一檢驗(yàn)帶來的不足，本文使用 LLG檢驗(yàn)、Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)4種方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，并對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果綜合比較。4種方法下各變量數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果(見表5)，各變量原始數(shù)據(jù)都為平穩(wěn)序列，因此可直接對(duì)數(shù)據(jù)建立模型。

表5 農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.3 模型估計(jì)

考慮到本文選取的數(shù)據(jù)中包含截面數(shù)據(jù)，在進(jìn)行回歸模型估計(jì)時(shí)很有可能存在異方差問題，故在建立模型時(shí)直接運(yùn)用廣義的最小二乘法用于模型參數(shù)估計(jì)。表6為面板模型估計(jì)的結(jié)果，直接對(duì)3個(gè)數(shù)據(jù)變量進(jìn)行回歸估計(jì)，得到模型(1)，模型中收入和農(nóng)業(yè)技術(shù)變量的t統(tǒng)計(jì)量伴隨概率分別為0.355 6和0.491 0，未通過t檢驗(yàn)，故將這兩個(gè)變量剔除后建立回歸模型得到模型(2)，該模型的D-W值為1.009 6，存在序列相關(guān)問題，為了消除序列自相關(guān)問題，選擇引入勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量的滯后1期變量，得到模型(3)，該模型符號(hào)檢驗(yàn)通過，符合經(jīng)濟(jì)意義；自變量t檢驗(yàn)和模型的F檢驗(yàn)都通過；不存在異方差性、序列相關(guān)性以及多重共線性，即經(jīng)濟(jì)意義、統(tǒng)計(jì)意義和計(jì)量經(jīng)濟(jì)意義上的檢驗(yàn)都通過，即模型(3)為最終的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移模型。

表6 內(nèi)蒙古農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移面板模型估計(jì)結(jié)果

基于內(nèi)蒙古自治區(qū)2015年—2019年數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果，其相應(yīng)的表達(dá)式為：

yt=0.728 3x1+0.478 9yt-1

(1)

2.3.4 結(jié)果分析

由表6可知，只有“農(nóng)業(yè)技術(shù)”變量通過了置信水平 5% 的檢驗(yàn)，同時(shí)又引入了剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量的滯后1期變量。R2值為0.763 2，調(diào)整后的R2為0.758 6，擬合水平較高，回歸模型的解釋程度很好。

①農(nóng)業(yè)技術(shù)和農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量呈正相關(guān)關(guān)系，彈性為0.73，即農(nóng)業(yè)技術(shù)每增多1%，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量將增加73%，意味著農(nóng)業(yè)技術(shù)的進(jìn)步將促進(jìn)很大一大部分農(nóng)村剩余勞動(dòng)力選擇到城市生活。②剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量的滯后期變量通過了顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)為0.48，即上一年度轉(zhuǎn)移的勞動(dòng)力人數(shù)每增加1%，則本年度轉(zhuǎn)移的人數(shù)將增加48%。一般來說，看到一部分人選擇到城市工作，人們往往會(huì)產(chǎn)生兩種心理：①進(jìn)城的人越多意味著城市的就業(yè)機(jī)會(huì)在不斷減少，再加上轉(zhuǎn)移人口的社會(huì)保障體系還未完全，一系列問題亟待解決，出于這些考慮，人們更傾向于選擇規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，繼續(xù)留在農(nóng)村；②人們由于從眾心理，或者是對(duì)城鎮(zhèn)生活的預(yù)期會(huì)選擇跟從。隨著人們思想觀念的改變，更多的人愿意冒著試試看的想法進(jìn)城，這樣就會(huì)產(chǎn)生上一年度的勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量越多，則本年度的轉(zhuǎn)移人數(shù)就越多的結(jié)果。

3 西部農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移對(duì)策建議

立足當(dāng)?shù)刭Y源優(yōu)勢(shì)，充分挖掘農(nóng)業(yè)內(nèi)部就業(yè)潛力，力圖打造“特色農(nóng)業(yè)”“精品農(nóng)業(yè)”“觀光農(nóng)業(yè)”“訂單農(nóng)業(yè)”，拓寬內(nèi)部就業(yè)空間。西部地區(qū)大部分位于我國(guó)第一階梯，擁有獨(dú)特的自然風(fēng)光、歷史人文，依據(jù)不同的自然稟賦發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì)[12]。充分利用當(dāng)?shù)氐馁Y源優(yōu)勢(shì)，雇傭大批勞動(dòng)力，幫助剩余勞動(dòng)力實(shí)現(xiàn)就地轉(zhuǎn)移是解決目前一系列問題的關(guān)鍵。拓展農(nóng)村二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)渠道，實(shí)行農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)，消除農(nóng)戶小規(guī)模經(jīng)營(yíng)與大市場(chǎng)的矛盾?！稗r(nóng)工商一體化，產(chǎn)供銷一條龍”，產(chǎn)銷結(jié)合，增加就業(yè)容量，在運(yùn)營(yíng)上結(jié)合“公司+專業(yè)合作社+基地+農(nóng)戶”的方式，帶領(lǐng)農(nóng)村走農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化之路，同時(shí)可以為解決一大批農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的就業(yè)問題提供思路。

重視非農(nóng)業(yè)培訓(xùn)，利用“民間技術(shù)學(xué)?！钡墓δ?。提升農(nóng)村居民的素質(zhì)技能，讓其擁有一技之長(zhǎng)才有可能實(shí)現(xiàn)真正的、徹底的轉(zhuǎn)移，而不是暫時(shí)的。西部地區(qū)相比中東部地區(qū)，農(nóng)村勞動(dòng)力文化程度普遍較低，使得他們只能選擇出賣體力勞動(dòng)的職業(yè)，或被動(dòng)接受雇用單位的選擇。通過增強(qiáng)專業(yè)技能培訓(xùn)，讓農(nóng)村務(wù)工人員在轉(zhuǎn)移至城市的過程中，能夠做到選擇性就業(yè)、對(duì)口就業(yè)。

改善農(nóng)民工的居住環(huán)境，提高福利待遇，保障農(nóng)民工的勞動(dòng)權(quán)益。營(yíng)造良好的工作和生活條件，讓轉(zhuǎn)移農(nóng)民融入當(dāng)?shù)丨h(huán)境，減輕農(nóng)民工異地就業(yè)的心理負(fù)擔(dān)。避免轉(zhuǎn)移農(nóng)民的各項(xiàng)勞動(dòng)權(quán)益受侵，解除對(duì)外來務(wù)工人員就業(yè)的各項(xiàng)政策限制，讓外來農(nóng)民工取得合理的勞動(dòng)回報(bào)。