農村就業結構調整的減貧效應研究

■李石新，張凱淞

（湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201）

改革開放以來，城鎮化進程加速和經濟結構轉型背景下中國農村經濟結構發生較大變化。與此相適應，農村勞動力就業結構也發生了系統性調整，由過去單一的傳統農業就業向多元化就業轉變。農村就業結構調整拓展了農村貧困家庭的收入來源，從而有力地推動了農村貧困的減少。學者們系統研究了農村就業變動的增收效應和減貧效應，取得了豐碩的成果。張紅宇（2003）分析了我國農村就業結構的偏差現象，認為農村非農就業快速發展實現了農民收入增長[1]。陳世強等（2008）以省域為分析單元進行研究，認為1993年以來中國鄉村工業從業人員所占份額是影響農民增收的重要因素[2]。李君甫（2010）認為農村勞動力就業結變化拓展了農村家庭收入渠道，增加了農村居民收入[3]。王麗娟（2011）等認為非農就業規模是農村居民收入的敏感因子，非農就業是提升農村家庭收入的重要手段[4]。顏雅英（2012）的時間序列數據協整分析表明，工商就業比例提升是增加農民人均收入的重要因素[5]。瑪依拉·米吉提認為，非農就業增長和農業發展是農村減貧的主要手段[6]。

現有文獻對農村就業結構變化趨勢的分析還不夠深入，由此導致農村就業結構調整的減貧效應探討還處于起步階段。因此，本文在系統分析農村就業結構變化趨勢的基礎上，運用2003-2016年全國貧困發生率和農村就業人數及其結構等數據，系統地研究了農村就業結構調整的減貧效應，以便為制定農村精準減貧政策提供參考。

一、農村就業結構及其當前變動趨勢

（一）農村就業結構劃分

就業結構主要是從不同產業、不同行業和不同職業等視角進行劃分，而學術界則主要是從三次產業視角研究產業結構對就業結構的影響[7]。但這種劃分過于簡單，已經不適應日益發達的社會分工，因此本文根據當前農村就業分工狀況對其結構進行系統劃分。

首先，按產業層次可將農村就業區分為農業就業和工商就業。前者主要從事農業生產，后者主要是在非農領域從事第二、三產業生產或服務。其次，按受雇與否將農村就業區分為經營就業和受雇。受雇就業是指就業者受雇于他人，其目的是為了獲取工薪收入；后者主要是指通過生產經營獲取經營收入。再次，綜上兩種分類可按農業經營方式不同，將農業經營就業可區分為傳統型、專業化和多元化三種類型，將農業受雇就業區分為專業化和和多元化兩種類型。

表1 農村就業結構分類

（二）農村就業結構的變動趨勢

改革開放以來，城鄉收入差距不斷擴大、就業制度改革以及城鎮化發展有力地推動了農村勞動力流動，實現了農村勞動力從單一就業向多元就業轉變。

1.農業就業比例不斷下降，工商就業比例迅速增加。20世紀80年代中期至90年代中期，經濟體制改革推動了農村鄉鎮工商企業快速發展，農村在工商企業從業人員的比例逐步上升，傳統農業從業人員比例為斷下降。20世紀90年代中期以來，在城鄉收入差距的吸引下和戶籍制度松動的推動下，大量農村勞動力從內地農村流向沿海城市，引起工商就業比例大幅度增加。表2數據顯示，2003年農業從業人員為35719萬人，2016年下降至21733萬人，相應地其就業比例下降了16.05%。而工商企業從業人員則從2003年的8162萬人增長至2016年的11534萬人，增長41.3%。

表2 農村勞動力三大產業就業結構變化（2003-2012）

2.多元化和專業化農業就業比例增加，傳統農業就業比例下降。表3數據表明，傳統農業就業人數從2003年的34954萬人銳減到2016年的18672萬人，降幅為46.58%。而多元化和專業化農業就業人數則從2003年的756萬人增長到2016年的3061萬人，14年共增長了3.05倍。

表3 農業就業模式的結構變動趨勢（2003-2012）

3.受雇工商就業比例較大，經營工商就業增長顯著。20世紀90年代中期以來農村勞動力大量外流。這些外流勞動力主要受雇于工商企業或個人，形成了占比較重的受雇工商從業隊伍。近年來，農村部分外出務工人員在其從業過程中積累了技術和管理經驗，并通過工薪收入積累了一定初始資金，他們通過融資或合資等形式從事工商企業經營或個體戶經營，實現了工商經營就業。表4數據表明，在工商就業中，受雇工商就業比例一直較大，超過60%。經營工商就業比例近年來得到顯著增加，從2008年25.64%上升至2016年的38.55%。

三、農村就業結構調整減貧效應的作用機制

當前農村就業結構調整為提升農村貧困家庭的收入水平拓展了渠道，從而有效地推動了農村減貧進程。

（一）受雇工商就業增長推動了農村貧困家庭工資收入增長

20世紀80年代中期以來，農村勞動力大量外出務工，使得農村受雇工商就業人數和比例快速攀升。調查數據顯示，務工人員月工資平均為4538.3元，而務農月收入約為2147.5元，前者為后者的2.11倍。就業形式從傳統農業向受雇工商的轉型推動了農村家庭工資收入增長。國家統計局數據顯示，1990年農村居民人均工資收入為138.8元，2016年上升5021.8元，25年間增長了35.2倍。

農村貧困家庭往往占有較少資源，但因子女較多而需要撫養較多人口。但當這些子女成年后，由于缺乏相應的升學和參軍等條件而不得不外出務工。年輕的子女通過其勞動獲取遠高于務農收入的工資，從而有效地改善家庭經濟狀況。課題組調查數據顯示，1990年貧困家庭外出務工比例約為23.6%，2016年這一比例上升至76.7%。其家庭收入從每人年均487元增長到2016年5676元，增長了11.6倍。貧困家庭務工人員工薪收入提升了家庭收入水平，能有效地使得其家庭擺脫貧困。課題組調查數據顯示，務工收入使得貧困家庭樣本中45.2%的貧困者脫貧。

表4 農村內部非農就業結構變化（2003-2012）

（二）工商經營就業增長推動了農村貧困家庭經營收入增長

部分農村青壯勞動力在其外出務工時，通過受雇性的生產和服務積累了一定技術和經驗，同時通過工資收入逐步積累了一定資金。他們往往通過融資或合資等形式開展工商自營，實現工商經營就業。表4數據顯示，農村勞動力的工商經營就業比重由2008年的25.61上升至2016年的38.55%。工商經營就業的顯著增長極大地提升了農村家庭收入水平。課題組調查數據顯示，156個農村經營工商業家庭樣中，2000年人均收入為7648元，2016年增長至51755元。工商經營收入的增長加速了農村貧困家庭的脫離進程。課題組調查數據顯示，經營工商業的家庭樣本中，2000年有22戶為貧困戶，貧困發生率為6.49%；2016年減少至2戶，貧困發生率降至1.14%。

（三）專業化農業就業增長推動了農村貧困家庭農業工資收入和經營收入增長

當前大量青壯勞動力外出務工，大量農用耕地閑置。部分農民利用這一契機，通過租賃土地等形式開展規模較大的專業化農業經營。這種趨勢通過利益分享有效地減少了農村貧困。首先，部分農村貧困者通過專業化農業生產實現了自我就業，其規模化經營則在較大程度上提高了農業生產率，[8]增加了經營收入，降低了農村貧困發生率。課題組調查數據顯示，調查樣本中有28戶近年來陸續進行專業化農業經營。2000年其貧困家庭3戶共12人，貧困率為9.4%；2016年貧困戶下降為1戶5人，貧困率為2.3%。

其次，專業化農業需要長期或短期雇用勞動力，長期雇用是進行日常生產經營，短期雇用是進行季節性搶種搶收。專業化農業通過這兩種形式實現了農村勞動力的專業化農業受雇就業[8]。這種就業形式既能使長期受雇者獲得較穩定的長期性工資收入，又能使短期受雇者得到較高的臨時性工資收入，從而有效地提升了貧困家庭受雇勞動者的收入水平。課題組調查數據顯示，從2000年起，調查樣本中有28個貧困家庭的勞動力實現受雇農業就業。截至2016年，他們的工資水平平均提高了4.6倍。

（四）多元化農業就業增加了貧困家庭農業經營收入

經濟水平的日益提升助推了農產品市場需求的多元化，這就要求農業生產也必須多元化。為了適應這種要求，農民除了種植傳統農業谷物外，還可以種植瓜果蔬菜和花草，養殖牲畜、家禽和漁業，實現了多元化農業就業。這種就業形式拓展了農村家庭收入渠道，為農村貧困者增加收入提供了平臺。在課題組的調查數據中，有23個家庭樣本在2000年是從事傳統谷物生產的，其年人均收入為1241元，貧困發生率為16.6%。其后年度這些家庭陸續從事多元化農業生產，2016年各家庭人均年收入為5234元，貧困發生率下降至3.8%。

四、農村就業結構調整減貧效應的統計檢驗

如前所述，農村就業結構調整拓展了農村貧困者的收入渠道，提升了其家庭收入水平，從而有力地推動了農村減貧進程。為了確認該結論的正確性，有必要進行統計檢驗。

（一）變量選取和數據來源

本文選定農村貧困發生率H作為因變量，其解釋變量可以定義為：工商受雇就業率X1，是農村工商受雇就業人數占農村總勞動力的比率；工商經營就業率X2，是農村工商經營就業人數占農村總勞動力的比率；專業化農業就業率X3，是專業化農業就業占農村總勞動力的比率；多元化農業就業率X4，是多元化農業就業占農村總勞動力的比率；農業傳統經營就業率，是傳統谷物生產所實現的就業率。我們將其他影響設定為噪音項，用ε表示。

根據以上變量的選擇，我們將因變量和解釋變量之間的關系設定為：

本研究所采用的數據來源于2003至2016年《中國農村統計年鑒》與《中國統計年鑒》。對于貧困發生率，本研究是根據林伯強的研究進行計算的。[9]這里需要強調的是，我國官方貧困線在2007-2011年間調整較大，本研究其進行了平滑處理，以消除參照標準的波動性。而解釋變量的數據均來自于前文數據。其中，多元化經營就業率X4用林牧漁業就業率來替代，盡管二者存在差異，但仍具有較高類同性。傳統農業就業率X5是用1減去前四項比率得到。

（二）平穩性檢驗

為了消除時間序列的異方差現象，需要對各時間序列數據進行對數轉換。為了確定時間序列數據的平穩性，必須對數據進行ADF單位根檢驗。檢驗結果表明，所有時間序列變量均為同階單整變量：

表5 農村就業結構與農村貧困變化回歸模型變量的ADF單位根檢驗

（三）協整檢驗

本文采用EG檢驗方法對數據進行協整檢驗，其步驟如下：

1.建立協整回歸方程。表5的檢驗結果表明，ln H、ln X1、ln X2、ln X3、ln X4和ln X5均為一階單整平穩序列，各變量之間可能存在協整關系。由此可得：

其中，下標t表示不同時期，β0為常數，βi為參數矩陣，Xi為農村勞動力各類就業率，εt為隨機擾動。

2.檢驗殘差序列。еt是偏離長期均衡關系的離差估計值。對еt序列的檢驗采用AEG方法，即檢驗下式：

如果經過ADF檢驗拒絕了原假設H0∶θ=0。檢驗結果如下表所示：

表6 殘差ADF單位根檢驗結果

根據表6可知，殘差序列еt的ADF統計值為-4.2374，小于1%、5%和10%顯著水平下臨界值-3.1542、-2.3698和-1.4871。這就說明殘差序列еt是平穩的，即模型中被解釋變量與解釋變量之間存在長期均衡關系。

3.誤差修正模型。上述結論是針對長期均衡關系而言的，但短期內可能存在變異。為此，需要構建誤差修正模型：

其中：

式中，Ht為t時期的農村貧困測度指標，Xit為t時期內不同農村就業率指標，ecm為誤差修正項，λi（0＜λ＜1）為誤差修正系數。

首先，建立長期關系模型，對變量進行OLS估計，可得：

檢驗結果顯示，R2=0.7637，說明模型對數據的擬合度接近合理區域，F=2.8715大于臨界值，表明解釋變量具有較強解釋力。各變量的t統計量均小于其臨界值，說明誤差處于可接受范圍。檢驗結果表明：（1）工商受雇就業率、工商經營就業率、專業化農業就業率、多元化農業就業率與農村貧困發生率呈反向相關關系，這就表明近年來我國農村就業結構調整在較大程度上推動了農村貧困的減少；（2）傳統農業就業率與農村貧困正向相關，這就是說明較高傳統農業就業率不利于農村貧困減少。各項統計數據表明，近年來我國傳統農業就業率不斷降低，這就在一定程度上減輕了農村貧困減少的阻力。

其次，建立短期關系模型，對該模型進行OLS估計：

檢驗結果的各統計值顯示，R2=0.7356，說明模型的數據擬合度較合理，各變量的t統計量來看，均小于其臨界值，說明其誤差處在合理界限范圍內，F=11.3654大于臨界值水平，表明解釋變量整體來說具有較強解釋力。檢驗結果表明：（1）誤差項ecmt-1估計的系數-0.7563體現了對偏離的修正；（2）在短期內農村工商受雇就業率、多元化農業就業率與農村貧困發生率呈反向相關關系，傳統農業就業率與農村貧困發生率呈正向相關；（3）在短期中工商經營就業率、專業化農業就業率與農村貧困發生率呈正向相關關系。這一結論與長期檢驗結論是不一致的，其可能的原因是工商經營就業和專業化農業就業都需要較多地投入短期難以收回的資金，可能會在較短時期內降低農村貧困家庭收入。

五、結論與政策建議

（一）結論

第一，農村就業結構現狀分析表明：近年來農村就業結構不斷由單一的傳統農業就業向受雇性和經營性工商就業、專業化和多元化農業就業轉變。

第二，理論分析表明：農村就業結構調整從不同渠道增加了農村貧困者不同類型的收入，推動了農村減貧進程。

第三，統計檢驗表明：農村就業結構變動是推動農村減少的重要原因，二者之間存在長期均衡的協整關系；短期中工商經營就業和現代農業就業增長不利于農村貧困減少，但長期來看農村就業結構調整推動了農村貧困減少。

（二）政策建議

首先，規范農村勞務輸出。盡管農村非農就業有效推動了農村貧困減少，但農村勞務輸出還處在盲目狀態，導致青壯勞力和高技能勞力流失、留守兒童等社會經濟問題，因此規范農村勞動力輸出。輸入地和輸出地政府必須協同合作，通過信息共享和協同培訓等方式構筑農村勞動力有序流動平臺。特別是要通過就業崗位對接、勞動技能培訓、就業信息共享等方式提升貧困家庭勞動力務工的就業質量和就業水平，增加務工收入，有效推動農村貧困減少。

其次，積極鼓勵農民工商創業。積極開展工商創業是貧困家庭脫貧的有效途徑，但貧困家庭往往缺乏資金、技術、管理經驗和信息資源。因此為了通過工商創業減少農村貧困，必須解決以下問題：一是通過政府資助、銀行信貸和社會籌集等方式為貧困者創業提供金融支持；二是通過校企對接、技術引入以及對口幫扶等形式為農村貧困者創業提供技術支持；三是要通過經營管理、知識技能、政策法規等方面培訓提升創業者管理能力；四是政府部門要構建創業信息共享平臺，為創業者能夠得到長期信息支持。

再次，大力推動專業化農業。專業化農業生產是幫助農村貧困者脫貧的有效途徑，但農村貧困家庭專業化農業生產往往受制于資金、技術和土地等制約。因此，為了通過專業化農業減少農村貧困必須解決以下問題：一是通過降低信貸利率、放寬信貸門檻、試行融資租賃等形式多方拓展貧困家庭專業化農業所需資金；二是通過農業技術指導、農業技術研發、農產品開發等途徑強化農村貧困家庭專業化農業生產的技術扶持；三是通過土地使用權的租賃、租讓、受讓等形式突破貧困家庭專業化農業生產的土地規模約束。

最后，鼓勵開展多元化農業經營。多元化經營是農村貧困家庭拓展增收渠道的有效途徑，但多元化農業經營受到規模效率低、經營風險大、技術引導缺位等因素的制約。因此，必須從以下幾個方面著手引導農村多元化農業經營發展：一是通過專業合作社實現分散經營統一購銷，為貧困家庭多元化農業經營提供市場渠道；二是引入保險機制增強多元化農業經營抗風險能力；三是強化技術引導和幫助，彌補多元化經營所缺失的專業技術。

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