西部地區農村剩余勞動力轉移影響因素分析
——以內蒙古為例

李 靜

(中央民族大學，北京 100081)

中國特色社會主義進入新時代，社會的主要矛盾發生了變化，經濟發展更多地表現在發展不平衡、不充分上。中國特色社會主義新時代，不僅面臨著新的問題，更有新舊問題的交織。新型城鎮化的推進仍是目前的重要任務，而農村剩余勞動力的合理、有序的轉移，則是實現新型城鎮化的重要手段。農村剩余勞動力規模迅速擴大，這不僅是我國勞動力資源的浪費，更加阻礙了我國社會經濟的整體進步。相對于我國中東部而言，當前西部地區由于受到經濟發展水平、交通、環境等各方面的影響[1]，存在大量閑置勞動力，如何解決西部地區剩余勞動力轉移問題，不僅是解決農民“就業”的重要問題，更是西部地區經濟發展的需要，是實現農民富裕、農村經濟高質量發展的根本保證。

1 文獻回顧

古典經濟學創始人威廉·配第闡釋人口流動是利益差異所導致的[3]。劉易斯(1954)建立了對于勞動力轉移的第一個理論模式，即“二元經濟結構”，由于工業部門在分配原則下勞動者獲得的收入大于農業部門集合形式下得到的較低的勞動報酬，這種收入差距導致農業剩余勞動力在無人為障礙的情況下向工業部門流動[4]。拉尼斯、費景漢(1970)則認識到工農業之間的內部聯系，引入了農業技術這一因素，強調農業技術的進步能有效促進農業勞動生產率的提高，從而推動勞動力的有效轉移[3]。托達羅(1969)認為農村剩余勞動力轉移到城鎮之后首先要在傳統工業部門工作，之后才有可能在現代工業部門找到穩定工作，因此，托達羅提出城鎮失業率也是造成農村勞動力轉移的動因，這一理論更加合乎我國的基本國情[3]。馬克思認為機器的大量普及是造成勞動力流動的最直接原因[1]。與拉尼斯、費景漢的技術進步不謀而合。曾龍，楊建坤(2020)通過中國281個地級市地區的研究，得出收入差別、經濟發展、過剩的勞動力及靈活的政策因素加快了人口遷移[5]。雷鵬飛，趙凡(2020)在研究勞動力轉移時指出戶籍制度約束了大量人口職業和身份的轉變[6]。祝鵬飛，趙德昭，吳鋼(2020)認為勞動力自身的素質即受教育水平也是一個因素，一方面它決定了勞動力轉移到城鎮之后可以得到工作機會的概率，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，前者占主導地位[7]。

綜上所述，就國內外有關農村剩余勞動力轉移的研究文獻來看，對民族地區的相關研究嚴重缺乏。而就少數民族有關剩余勞動力轉移研究狀況和民族地區經濟發展及城鎮化速度而言，內蒙古地區農村剩余勞動力轉移問題，更具有研究空間和研究意義，特別是農村牧區蒙古族剩余勞動力轉移的研究，有其必要性和特殊性。

2 模型構建與實證分析

2.1 變量設置

2.1.1 城鄉收入差距

農村居民收入水平的高低可能是推動農村勞動力轉移的最直觀原因。物價水平不斷上升，人們的需求不斷增多，從事一些簡單農業活動所獲得的收入已經不能再滿足農民的支出需要，這種條件下農村勞動力就會選擇到城市工作以獲得較高的勞動報酬。鄧鴻勛，陸百甫的研究表明，勞動力大都來自收入較低的地區，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移所需成本，同時也缺少必要的人力資源[8]。因此，收入中等的人群發生遷移的可能性最強。

2.1.2 預期收入

當農民通過從事農業勞動獲得的收入不能滿足其生活需要時，就會產生轉移到城市的想法，然而大多數生活在農村的居民想法會比較保守，他們在面臨選擇時，往往會考慮到在城鎮工作的預期收入除了需要支付轉移的距離成本、城鎮的生活，還要負擔離家的心理成本等等，比較二者產生的成本收益多少，然后再做出是進城還是留在農村的決定。由于農村勞動力轉移到城市后大都在城鎮私營單位工作，故筆者選用年鑒中“城鎮私營單位就業人員平均工資”作為預期收入。

2.1.3 城鎮失業率

城鎮失業率反映的是城鎮人口的失業情況以及農村剩余勞動力進入城鎮后的就業情況[9]。托達羅模型的進步就在于將城鎮就業概率引入到了模型之中，他認為盡管城鎮中也存在失業率，但一大部分人經過一段時間還是可以獲得工作的，即便流動到城市中的勞動力在短時期處于無業狀態，但是其只要獲得工作，所得收入要遠高于在農村從事農業勞動獲得的收入。農村勞動力選擇進入城鎮工作不僅僅是由城鄉的工資差別決定的，還要看他們在城鎮中獲得就業機會的概率。

正如平飛（2011）所述，權衡權變要在眾多層次和眾多方面的規律和規則中當機立斷，靈活確定在復雜情況下最值得遵循的規律和規則，也就是說需要對各種“經”“禮”及其適應條件、范圍有認識，實施行為時始終具有原則和立場，違背“假經”就要符合“真經”，背離“此經”就要暗合“彼經”，暫離“文經”就要契合“實經”。

2.1.4 農業技術

拉尼斯、費景漢認為農業技術的進步是農村剩余勞動力向大量城鎮流動的前提。農業生產技術的提高會導致農村勞動生產率的大幅度上升，由于邊際生產率遞減導致農業總產出到達一定值后，農業勞動力不再增加，產生了隱形失業者即大批的富余勞動力，這種情況下這些富余勞動力就很有可能會選擇進入到城鎮當中去尋找新的就業機會[10]。由于農業技術指標難以量化，筆者采用農戶固定資產投資總額、農村機械總動力、有效灌溉面積和糧食單產4個指標來表示農業技術。

基于前人的理論及相關研究成果可知，學者們大多運用定性的方法分析影響勞動力轉移的因素，定量分析較少，而這些定量分析中數量性因素又較為常見，非數量因素寥寥無幾。因此，鑒于前人對勞動力轉移研究的不足，筆者以定量分析為主，定性為輔，引入農業技術這個非數量因素及城鄉收入差距、預期收入、城鎮失業率等數量因素，建立面板數據模型進行研究。選取以下變量作為研究指標(見表1)。

表1 農村剩余勞動力轉移影響因素變量定義及說明

2.2 數據來源

筆者在《內蒙古統計年鑒》上搜集了內蒙古自治區2015年—2019年的面板數據，用于研究分析。面板數據能夠同時展現時間和截面上的數據變動，綜合了時間序列數據和截面數據的長處，不但可以增加數據個數，提高估計的準確性，還可以控制單個個體的差異性，從而達到了模型的有效性估計[11]。

2.3 農村剩余勞動力轉移影響因素實證分析

2.3.1 主成分分析

2.3.1.1 主成分分析基本原理。主成分分析是測量多個變量之間相關程度的一種多元統計分析方法，它是把數量較多的原始變量濃縮成少數幾個互相無關的變量，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，然后用這些無關變量來替代最開始的變量進行后續分析。

2.3.1.2 相關性檢驗。對選取的各個指標進行相關性檢驗，得到變量間相關系數(見表2)，從表中可以看出城鄉收入差距和預期收入、城鎮失業率之間相關系數分別為0.782、-0.432，城鎮失業率和農戶固定資產投資額、有效灌溉面積之間的相關系數分別為0.347、0.393，農戶固定資產投資額和農村機械總動力、有效灌溉面積、糧食單產之間的相關系數分別是0.659、0.858、0.565，農村機械總動力和有效灌溉面積、糧食單產之間的相關系數是0.782、0.671，有效灌溉面積和糧食單產的相關系數為0.599，這些變量在0.01水平上顯著相關；城鄉收入差距和有效灌溉面積的相關系數為-0.335，在0.05水平上顯著相關。通過相關系數的大小能夠判斷出，變量間存在較強的相關性，因此為了避免多重共線性問題需要對自變量數據進行主成分分析。

表2 農村剩余勞動力轉移影響因素自變量相關性檢驗

2.3.1.3 主成分分析過程。 對原始數據進行標準化得到標準化后數據，通過“KMO 和 Bartlett 檢驗”，得到KMO是0.672，檢驗的伴隨概率接近于0，表明數據適合做主成分分析。表3給出了從農村剩余勞動力轉移影響因素變量中提取各成分的方差貢獻率和累計貢獻率，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個主成分，提取方差和累計百分比只有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個主成分，用其代表86.556%的信息。

表3 農村剩余勞動力轉移影響因素變量提取主成分

表4給出的是農村剩余勞動力轉移影響因素變量的主成分系數矩陣，可以看出，主成分1對“農戶固定資產投資總額”“農村機械總動力”“有效灌溉面積”“糧食單產”4個變量的解釋程度最高，分別是89.1%、79.8%、93.6%、70%，而這4個變量恰好是測量農業技術的指標，故將成分1概括為“農業技術”變量(x1)；主成分2對“城鄉收入差距”“預期收入”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對其他變量解釋程度都較低，對“城鎮失業率”提取了71.3%，故將成分3直接命名為“城鎮失業率”(x3)。

表4 農村剩余勞動力轉移影響因素變量主成分分析結果

2.3.2 單位根檢驗

序列在不平穩的情況下建立回歸模型很容易造成“偽回歸”，為此，筆者需要對數據進行單位根檢驗。為了彌補單一檢驗帶來的不足，本文使用 LLG檢驗、Im-Pesaran-Shin檢驗、ADF檢驗、PP檢驗4種方法對數據進行單位根檢驗，并對檢驗結果綜合比較。4種方法下各變量數據的單位根檢驗結果(見表5)，各變量原始數據都為平穩序列，因此可直接對數據建立模型。

表5 農村剩余勞動力轉移數據的單位根檢驗結果

2.3.3 模型估計

考慮到本文選取的數據中包含截面數據，在進行回歸模型估計時很有可能存在異方差問題，故在建立模型時直接運用廣義的最小二乘法用于模型參數估計。表6為面板模型估計的結果，直接對3個數據變量進行回歸估計，得到模型(1)，模型中收入和農業技術變量的t統計量伴隨概率分別為0.355 6和0.491 0，未通過t檢驗，故將這兩個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，存在序列相關問題，為了消除序列自相關問題，選擇引入勞動力轉移數量的滯后1期變量，得到模型(3)，該模型符號檢驗通過，符合經濟意義；自變量t檢驗和模型的F檢驗都通過；不存在異方差性、序列相關性以及多重共線性，即經濟意義、統計意義和計量經濟意義上的檢驗都通過，即模型(3)為最終的農村勞動力轉移模型。

表6 內蒙古農村剩余勞動力轉移面板模型估計結果

基于內蒙古自治區2015年—2019年數據的擬合結果，其相應的表達式為：

yt=0.728 3x1+0.478 9yt-1

(1)

2.3.4 結果分析

由表6可知，只有“農業技術”變量通過了置信水平 5% 的檢驗，同時又引入了剩余勞動力轉移數量的滯后1期變量。R2值為0.763 2，調整后的R2為0.758 6，擬合水平較高，回歸模型的解釋程度很好。

①農業技術和農村剩余勞動力轉移數量呈正相關關系，彈性為0.73，即農業技術每增多1%，農村剩余勞動力轉移數量將增加73%，意味著農業技術的進步將促進很大一大部分農村剩余勞動力選擇到城市生活。②剩余勞動力轉移數量的滯后期變量通過了顯著性檢驗，系數為0.48，即上一年度轉移的勞動力人數每增加1%，則本年度轉移的人數將增加48%。一般來說，看到一部分人選擇到城市工作，人們往往會產生兩種心理：①進城的人越多意味著城市的就業機會在不斷減少，再加上轉移人口的社會保障體系還未完全，一系列問題亟待解決，出于這些考慮，人們更傾向于選擇規避風險，繼續留在農村；②人們由于從眾心理，或者是對城鎮生活的預期會選擇跟從。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城，這樣就會產生上一年度的勞動力轉移數量越多，則本年度的轉移人數就越多的結果。

3 西部農村剩余勞動力轉移對策建議

立足當地資源優勢，充分挖掘農業內部就業潛力，力圖打造“特色農業”“精品農業”“觀光農業”“訂單農業”，拓寬內部就業空間。西部地區大部分位于我國第一階梯，擁有獨特的自然風光、歷史人文，依據不同的自然稟賦發揮其比較優勢[12]。充分利用當地的資源優勢，雇傭大批勞動力，幫助剩余勞動力實現就地轉移是解決目前一系列問題的關鍵。拓展農村二、三產業就業渠道，實行農業產業化經營，消除農戶小規模經營與大市場的矛盾。“農工商一體化，產供銷一條龍”，產銷結合，增加就業容量，在運營上結合“公司+專業合作社+基地+農戶”的方式，帶領農村走農業產業化之路，同時可以為解決一大批農村剩余勞動力的就業問題提供思路。

重視非農業培訓，利用“民間技術學校”的功能。提升農村居民的素質技能，讓其擁有一技之長才有可能實現真正的、徹底的轉移，而不是暫時的。西部地區相比中東部地區，農村勞動力文化程度普遍較低，使得他們只能選擇出賣體力勞動的職業，或被動接受雇用單位的選擇。通過增強專業技能培訓，讓農村務工人員在轉移至城市的過程中，能夠做到選擇性就業、對口就業。

改善農民工的居住環境，提高福利待遇，保障農民工的勞動權益。營造良好的工作和生活條件，讓轉移農民融入當地環境，減輕農民工異地就業的心理負擔。避免轉移農民的各項勞動權益受侵，解除對外來務工人員就業的各項政策限制，讓外來農民工取得合理的勞動回報。