呂靈華，卿樹濤 ，2，張友良

（1.湖南省委黨校 工商管理部，湖南 長(zhǎng)沙 410006； 2.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 610074）＊

一、引 言

在農(nóng)民工勞動(dòng)力市場(chǎng)，一方面由于經(jīng)濟(jì)周期和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，導(dǎo)致供求關(guān)系的調(diào)整；另一方面，由于人力資本的積累導(dǎo)致勞雇雙方的彼此重新評(píng)價(jià)，原有的勞動(dòng)合同可能會(huì)廢止，農(nóng)民工再次擇業(yè)已經(jīng)成為一個(gè)常態(tài)。再次擇業(yè)有利于提高資源配置效率，促進(jìn)人力資本的積累。

盡管農(nóng)民工的再次擇業(yè)已經(jīng)成為事實(shí)，但相關(guān)的研究并不多，前期的研究主要關(guān)注的是農(nóng)民工流通的問(wèn)題，其中絕大部分集中于宏觀經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境以及不合理的戶籍制度、農(nóng)民工非農(nóng)就業(yè)政策以及對(duì)收入的影響等領(lǐng)域。韓長(zhǎng)賦（2004）、呂靈華（2011）認(rèn)為地域二元結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)是農(nóng)民工尋求非農(nóng)就業(yè)和跨省流動(dòng)的主要原因，但現(xiàn)行的戶籍制度在一定的程度上阻礙了農(nóng)民工的跨省流動(dòng)［1，2］；劉建進(jìn)（1997）、梅建明（2003）、陸文聰?shù)龋?011）的實(shí)證研究結(jié)果顯示，除區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦和非農(nóng)收入等因素外，農(nóng)民工的跨省流動(dòng)以及非農(nóng)就業(yè)決策還和性別、年齡、個(gè)人的人力資本和社會(huì)資本等有密切的聯(lián)系［3－5］；至于非農(nóng)就業(yè)對(duì)農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率以及的影響，馮海發(fā)（1988）和韓?。?988）的研究表明，農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)有助于土地的流轉(zhuǎn)，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)，增加農(nóng)民農(nóng)業(yè)生產(chǎn)收入［6］；郭力等（2011）利用中國(guó)中部六省的實(shí)際調(diào)查數(shù)據(jù)，使用logit模型對(duì)中部地區(qū)農(nóng)民工跨省移動(dòng)意愿進(jìn)行了實(shí)證研究，其研究結(jié)論是：婚姻、教育水平、職業(yè)技能等是影響農(nóng)民工跨省流動(dòng)的主要因素［7］。

上述研究主要關(guān)注農(nóng)村勞動(dòng)力流動(dòng)以及擇業(yè)問(wèn)題，很少考察農(nóng)村居民流動(dòng)后的非農(nóng)再次擇業(yè)特點(diǎn)。同時(shí)，現(xiàn)有的研究主要選擇教育程度、年齡、技能以及家庭土地規(guī)模等個(gè)人特征向量等作為解釋變量，沒有深入考慮區(qū)位因素以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變換對(duì)農(nóng)民工擇業(yè)行為的影響。此外，現(xiàn)有的研究大都使用的logit模型分析農(nóng)民工的流動(dòng)以及擇業(yè)行為，眾所周知，logit模型中的被解釋變量屬于二元選擇變量，這雖然能使分析簡(jiǎn)化，但也存在明顯的不足，即沒有充分考慮農(nóng)民工再次擇業(yè)。針對(duì)現(xiàn)有研究的不足，本文將使用嵌入式logit模型，基于湖南省實(shí)際調(diào)查的數(shù)據(jù)，研究農(nóng)民工在再次擇業(yè)的特點(diǎn)。

二、理論框架與模型變量

農(nóng)民工再次擇業(yè)行為是一個(gè)非常復(fù)雜的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，它與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)相關(guān)，譬如，當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于蕭條階段時(shí)，順經(jīng)濟(jì)周期的產(chǎn)業(yè)利潤(rùn)率降低，可能會(huì)減少雇傭工人數(shù)量，逆經(jīng)濟(jì)周期的產(chǎn)業(yè)有可能會(huì)增加雇傭工人數(shù)，這必然會(huì)引起人們擇業(yè)行為的變化。勞動(dòng)力再次擇業(yè)也與家庭背景有關(guān)，根據(jù)Barnum and Squire（1979）以及Singh（1986）的觀點(diǎn)［8］，農(nóng)戶是以家庭為單位追求家庭效用最大化，因此，家庭資產(chǎn)總量、其他成員收入狀況和家庭負(fù)擔(dān)對(duì)勞動(dòng)力的再擇業(yè)有明顯的影響：如果家庭其他成員的收入較高，家庭抗風(fēng)險(xiǎn)能力相應(yīng)較強(qiáng)，勞動(dòng)力在再擇業(yè)的過(guò)程中承受的經(jīng)濟(jì)壓力相應(yīng)下降，勞動(dòng)力再次擇業(yè)的概率有可能會(huì)增加；如果家庭負(fù)擔(dān)較大，勞動(dòng)力再次擇業(yè)的概率就有可能相對(duì)下降。

農(nóng)民工的再次擇業(yè)行為還與產(chǎn)業(yè)發(fā)展前景存在密切的聯(lián)系。較高的收入預(yù)期是農(nóng)民工再次擇業(yè)的主要驅(qū)動(dòng)力，高附加值的產(chǎn)業(yè)會(huì)吸引農(nóng)民工從原有的崗位上轉(zhuǎn)移，低附加值的產(chǎn)業(yè)前景不明朗，企業(yè)為降低成本，農(nóng)民工的收入可能呈絕對(duì)或相對(duì)下降之勢(shì)，為獲得更高的收入，原來(lái)在這些行業(yè)的農(nóng)民工再次擇業(yè)的可能性增加。

根據(jù)上面的理論思考，本文將影響農(nóng)民工再次擇業(yè)行為的主要因素概括為家庭特征變量、個(gè)人特征變量以及就業(yè)結(jié)構(gòu)變量，解釋變量具體的含義見表1。

表1 主要解釋變量的含義及其測(cè)量

二、計(jì)量模型的建立

由于農(nóng)民工再次擇業(yè)為非連續(xù)的決策，故建立在隨機(jī)效應(yīng)理論基礎(chǔ)上的離散選擇模型（discrete choice model）適合于本研究。就離散選擇模型的被解釋變量而言，通常有兩種形式，一種是0～1選擇，一種是多元選擇，因此，對(duì)應(yīng)的模型也相應(yīng)的分為兩類：第一類為0～1選擇模型，另一類為多元選擇模型。多元選擇模型通常有兩種形式：多項(xiàng)式logit模型和嵌入式logit模型。二者之間的區(qū)別是：如果被解釋變量不滿足獨(dú)立性的假設(shè)條件，則使用嵌入式logit模型，反之，則使用多項(xiàng)式logit模型。

為反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換對(duì)農(nóng)民工再次擇業(yè)的影響，本文采用的是嵌入式logit模型，其決策的程序?yàn)?，?duì)于任一的農(nóng)民工而言，其首先決定是否再次擇業(yè)，如果決定不再次擇業(yè)，決策過(guò)程結(jié)束，如果決定再次擇業(yè)，接下來(lái)決定是否轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)，決策過(guò)程見圖1。

圖1 二層巢嵌入式logit模型 的架構(gòu)

在嵌入式logit模型中，相關(guān)的概率表達(dá)式為：

那么，農(nóng)民工在再次擇業(yè)的過(guò)程中，是否轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的概率為式（1）乘以式（2）。

θk和Ik說(shuō)明了嵌入式logit模型的第一層和第二層之間的相互影響。Um所代表的包容值表示回歸的殘差項(xiàng)之間的相關(guān)性，包容值越接近1時(shí)方案的相關(guān)性越高；當(dāng)包容值等于1時(shí)，嵌入式logit模型與多項(xiàng)式logit模型相同。由此可知多項(xiàng)式logit模型為嵌入式logit模型的一種特例。

在個(gè)人首先決定是再次擇業(yè)的效用函數(shù)中，將特征變量和家庭特征變量引入模型的第一層中；同時(shí)，將就業(yè)結(jié)構(gòu)變量等被放入模型的第二層中，具體分析結(jié)果見表4。

三、基本資料的分析及樣本的描述性統(tǒng)計(jì)

調(diào)查問(wèn)卷收集范圍集中在湖南省洞口、隆回、湘潭、長(zhǎng)沙以及衡南等四縣，每個(gè)縣均發(fā)放200份，調(diào)查對(duì)象為2011年春節(jié)回鄉(xiāng)探親的跨省流動(dòng)農(nóng)民工，總共收回768份，有效答卷為712份，調(diào)查主要內(nèi)容是2010年和2011年期間跨省流動(dòng)農(nóng)民工再擇業(yè)的情況。

研究中把自我雇傭者以及建筑零工排除在外，只對(duì)未轉(zhuǎn)換工作的雇傭者以及前后兩種狀態(tài)均被雇傭的進(jìn)行分析，主要理由為：建筑零工，私營(yíng)業(yè)主以及工商個(gè)體戶的再擇業(yè)行為多受非經(jīng)濟(jì)行為的影響，與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)無(wú)關(guān)，因而不符合本文的前提條件；把非自愿的再擇業(yè)行為也排除在外，因?yàn)檫@種情況并不是農(nóng)民工主體的自愿選擇。

樣本再次擇業(yè)情況以及基本資料見表2和表3，從這些調(diào)查資料可以對(duì)中國(guó)大陸這兩年農(nóng)民工再擇業(yè)態(tài)勢(shì)有一大致的了解：

（1）再次擇業(yè)的人數(shù)。2010年總共68位農(nóng)民工進(jìn)行了再次擇業(yè)，其中轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的44人，不轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)24人；2011年進(jìn)行再次擇業(yè)的稍有增加，總共72人，其中轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的50人，不轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的22人；2年內(nèi)進(jìn)行過(guò)兩次再擇業(yè)的有24人，其中轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的16人，不轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的8人。

表2 農(nóng)民工再次擇業(yè)情況的調(diào)查表 單位：%

（2）再次擇業(yè)的產(chǎn)業(yè)分布情況。在2010年，有13位農(nóng)民工從建筑業(yè)轉(zhuǎn)向制造業(yè)，有4位從建筑業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，4位從制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，1位從服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)向制造業(yè)；在2011年，13位農(nóng)民工從建筑業(yè)轉(zhuǎn)向制造業(yè)，6位從建筑業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)，4位從制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)。這與中國(guó)大陸運(yùn)行的態(tài)勢(shì)一致：隨著中央政府對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)調(diào)控力度的增加以及國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡化，建筑業(yè)的利潤(rùn)大幅度下降，制造業(yè)的利潤(rùn)水平也呈下降的趨勢(shì)，因而部分的農(nóng)民工從建筑業(yè)和制造業(yè)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè)就在所難免。

部分變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。

表3 模型變量的樣本描述性統(tǒng)計(jì)

表4 嵌入式logit模型估計(jì)結(jié)果①（case＝210）

四、計(jì)量結(jié)果分析

表4報(bào)告了嵌入式logit模型的估計(jì)結(jié)果。模型的第一層納入了家庭人口數(shù)、勞動(dòng)力人數(shù)、家庭人均收入和家庭離中心城鎮(zhèn)距離等家庭特征變量以及婚姻、年齡、教育年限、職業(yè)技能等個(gè)人特征變量，第二層主要納入就業(yè)結(jié)構(gòu)變量，包括擇業(yè)前收入水平、工作經(jīng)驗(yàn)以及再次擇業(yè)的產(chǎn)業(yè)上年度增長(zhǎng)率等解釋變量；表4顯示，兩個(gè)IV值都在0和1之間，表明本研究收集的數(shù)據(jù)設(shè)計(jì)適合建立嵌入式logit模型；同時(shí)，回歸的對(duì)數(shù)似然值－84.88，通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸參數(shù)估計(jì)值至少有一項(xiàng)不為0，反映模型是合理的。

在模型的第一層中，大部分參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)與預(yù)期一致，只是顯著性檢驗(yàn)結(jié)果有所差異，具體而言，在與家庭特征有關(guān)的變量中，家庭人口數(shù)參數(shù)估計(jì)值小于0，沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明家庭人口數(shù)量對(duì)農(nóng)民工是否再次擇業(yè)沒有顯著性的影響；家庭人均收入水平的參數(shù)估計(jì)值顯著大于0，這與前文的理論假說(shuō)一致；而家庭勞動(dòng)人數(shù)的參數(shù)估計(jì)值大于0，但沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明，農(nóng)民工家庭勞動(dòng)力數(shù)量的增加并沒有對(duì)農(nóng)民工再擇業(yè)行為帶來(lái)顯著的影響，其可能的理由是農(nóng)民工比較自立，不大愿意因自己的再擇業(yè)行為影響其他家庭勞動(dòng)力成員；家庭離中心城鎮(zhèn)的距離的參數(shù)估計(jì)值小于0，也沒有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這意味著農(nóng)民工原居住地區(qū)位條件的好壞沒有顯著地影響他們的再擇業(yè)行為。

在與農(nóng)民工的個(gè)體特征有關(guān)的變量中，年齡、性別、婚姻以及教育年限的參數(shù)估計(jì)值在10%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，其中性別項(xiàng)、婚姻項(xiàng)和與教育年限的參數(shù)符號(hào)是正的，年齡項(xiàng)的參數(shù)估計(jì)值0，這意味著，年紀(jì)大的較年紀(jì)小的、女性比男性、已婚者比未婚者、學(xué)歷較低者比學(xué)歷較高者更傾向于不轉(zhuǎn)換工作。從經(jīng)驗(yàn)上分析，與男性相比，女性較缺乏冒險(xiǎn)精神，因而更加重視收入的穩(wěn)定，所以傾向于不轉(zhuǎn)換工作，與未婚者相比較，已婚者要兼顧家庭，故重新?lián)駱I(yè)的概率降低；與高學(xué)歷者相比較，低學(xué)歷者適應(yīng)新的工作環(huán)境的能力相對(duì)較差，而且要求較低，更容易滿足現(xiàn)狀，當(dāng)然會(huì)更加珍惜目前的工作。

在嵌入式模型的第二層中，總共包括三巢，第一巢為y1＝0，表示不重新?lián)駱I(yè)；第二巢為y1＝1，表示農(nóng)民工放棄原有的崗位，進(jìn)行重新?lián)駱I(yè)但不轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)；第三巢為y1＝2，表示農(nóng)民工重新?lián)駱I(yè)時(shí)且轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)。

就擇業(yè)前的工資水平而言，擇業(yè)前收入水平的回歸參數(shù)估計(jì)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，在第一巢中大于0，在第二巢和第三巢中小于0，這與經(jīng)驗(yàn)一致，如果擇業(yè)前收入水平較高，重新?lián)駱I(yè)的機(jī)會(huì)成本相應(yīng)的增加，重新?lián)駱I(yè)的概率當(dāng)然也會(huì)隨之下降；而且其參數(shù)估計(jì)值的絕對(duì)值在其所對(duì)應(yīng)的巢中最大（常數(shù)項(xiàng)除外），這表明收入仍是農(nóng)民工考慮重新?lián)駱I(yè)與否的重要因素。

就擇業(yè)前的工作經(jīng)驗(yàn)而言。工作經(jīng)驗(yàn)的回歸參數(shù)估計(jì)值在第一巢和在第二巢均大于0，在第三巢中小于0，但只有在第二巢和第三巢通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表示工作經(jīng)驗(yàn)越多，農(nóng)民工是否保持原來(lái)職位沒有顯著的影響，但如果要重新?lián)駱I(yè)，也會(huì)盡量的避免轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)擇業(yè)。從理論上分析，工作經(jīng)驗(yàn)越豐富，其所積累的人力資本增加，農(nóng)民工轉(zhuǎn)換工作的能力相應(yīng)的增加，故使得重新?lián)駱I(yè)的概率增加，但是工作經(jīng)驗(yàn)屬于特定型的人力資本，如果轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)，則因工作經(jīng)驗(yàn)積累的人力資本在新的產(chǎn)業(yè)將失去部分或全部的價(jià)值創(chuàng)造功能，所以不轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的概率下降。

就重新?lián)駱I(yè)前原產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率而言。原產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)率的回歸參數(shù)估計(jì)值在第一巢和第二巢大于0，在第三巢小于0，并且都通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明，如果原產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)率較高，農(nóng)民工會(huì)或者不重新?lián)駱I(yè)，但如果要進(jìn)行重新?lián)駱I(yè)，也傾向于不換產(chǎn)業(yè)。這符合常識(shí)，因?yàn)樵a(chǎn)業(yè)上年度增長(zhǎng)率較高，在一定的程度上意味著產(chǎn)業(yè)前景較好，所以農(nóng)民工傾向于不換產(chǎn)業(yè)；但與此同時(shí)，隨著產(chǎn)業(yè)前景的看好，廠商數(shù)量的增加以及原有規(guī)模增加，勞雇雙方都有更寬松的環(huán)境對(duì)彼此重新評(píng)價(jià)和配對(duì)，進(jìn)而提高效率，自然導(dǎo)致?lián)Q工作但不換產(chǎn)業(yè)的概率增加。

五、結(jié) 論

再次擇業(yè)行為不僅是一常態(tài)的事實(shí)，也是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)學(xué)重點(diǎn)關(guān)注的課題之一。雖然該行為會(huì)中斷學(xué)習(xí)的連續(xù)性，在一定時(shí)間范圍內(nèi)導(dǎo)致社會(huì)資源的閑置，但同時(shí)也有利于改善勞雇雙方的契合，進(jìn)而提高資源配置的效率。目前，由于中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)面臨較大的下行壓力，傳統(tǒng)勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到較大沖擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整正處于快速變化期，農(nóng)民工再次擇業(yè)的概率較過(guò)去勢(shì)必增加。從農(nóng)民工個(gè)體分析，他們不得不在不換工作、換工作但不換產(chǎn)業(yè)、換工作且換產(chǎn)業(yè)進(jìn)行多項(xiàng)選擇，由于后兩選擇具有具有某種相似性，所以使用嵌入式logit模型最適合本研究?；诖耍疚脑噲D使用嵌入式logit模型研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對(duì)農(nóng)民工再次擇業(yè)行為的影響，模型估計(jì)的分支IV值也表明各選項(xiàng)之間確實(shí)存在一定的相關(guān)性，同時(shí)模型的對(duì)數(shù)似然值拒絕所有回歸參數(shù)值為0的假設(shè)，因而模型是合理的。

在嵌入式logit模型中，本研究把個(gè)人特征變量和家庭特征變量納入模型的第一層，把就業(yè)結(jié)構(gòu)變量納入了模型的第二層。計(jì)量分析結(jié)果表明，在模型的第一層中，所有解釋變量參數(shù)估計(jì)值的符號(hào)與預(yù)期一致，而且大部分變量的回歸系數(shù)是顯著的：通常情況下，年齡較大者較年齡較低者、女性較男性、已婚者較未婚者、教育程度低者較教育程度高者不轉(zhuǎn)換工作，家庭人均收入水平較低者抗風(fēng)險(xiǎn)能力較低，更注重于保持收入的穩(wěn)定，因而相對(duì)于家庭人均收入水平較高者更傾向于不換工作；在模型的第二層中，本研究主要考慮的就業(yè)結(jié)構(gòu)變量對(duì)轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)的影響，模型的估計(jì)結(jié)果顯示，重新?lián)駱I(yè)前收入水平較低者傾向于即換工作又換產(chǎn)業(yè)，工作經(jīng)驗(yàn)較多者傾向于不換工作或者換工作也不換產(chǎn)業(yè)，上年度在利潤(rùn)水平較低行業(yè)工作的農(nóng)民工傾向于轉(zhuǎn)換產(chǎn)業(yè)。

由于目前宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的態(tài)勢(shì)處于相對(duì)蕭條期，工作崗位調(diào)整增加，農(nóng)民工再次擇業(yè)的規(guī)模也必然呈擴(kuò)大的態(tài)勢(shì)。根據(jù)本文的研究結(jié)論，其政策建議是很明確的，為了提高農(nóng)民工再次擇業(yè)的能力：首先，提高低收入者家庭收入水平，增加他們的抗風(fēng)險(xiǎn)能力，減少他們?cè)谥匦聯(lián)駱I(yè)過(guò)程中的顧慮，這有助于該群體的重新?lián)駱I(yè)；其次，由于女性、年齡較大者以及教育程度較低者是農(nóng)民工中的相對(duì)弱勢(shì)群體，重新?lián)駱I(yè)的難度較大，因此在政策上應(yīng)當(dāng)對(duì)這部分群體予以適當(dāng)?shù)膬A斜，增加他們重新就業(yè)的概率；再次，加大對(duì)農(nóng)民工職業(yè)培訓(xùn)力度，提高其職業(yè)適應(yīng)能力；最后，培育更多的具有產(chǎn)業(yè)前景行業(yè)，以吸引更多的農(nóng)民工進(jìn)行重新?lián)駱I(yè)，增加再次擇業(yè)機(jī)會(huì)［9］。

應(yīng)當(dāng)指出的是，本文的調(diào)查資料集中于湖南省，而且樣本數(shù)有限，可能會(huì)以偏概全，但相對(duì)于全國(guó)的總體狀況而言，湖南是勞務(wù)輸出的大省，所以仍有一定的代表性。

注釋：

① 本研究所有計(jì)量回歸分析結(jié)果直接由STATA軟件直接給出。

［1］韓長(zhǎng)賦：中國(guó)農(nóng)民工發(fā)展趨勢(shì)與展望［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2006，（12）：4－12.

［2］呂靈華.解決農(nóng)民工問(wèn)題需城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、標(biāo)本兼治［J］.湖湘論壇，2011，（6）：78－81.

［3］劉建進(jìn)：一個(gè)農(nóng)戶勞動(dòng)力模型及有關(guān)農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力的實(shí)證研究［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1997，（6）：8－9.

［4］梅建明：工業(yè)化進(jìn)程中農(nóng)戶兼業(yè)經(jīng)營(yíng)問(wèn)題的實(shí)證研究［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2003，（6）：23－26.

［5］陸文聰、吳連翠：兼業(yè)農(nóng)民的非農(nóng)就業(yè)行為及性別差異［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011，（6）：28－31.

［6］馮海發(fā)：亦論兼業(yè)農(nóng)戶的歷史命運(yùn)——與陸一香同志商摧［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，1998，（11）：6－9.

［7］郭力、陳浩、曹亞：產(chǎn)業(yè)回流背景下農(nóng)民工跨省流動(dòng)意愿的影響因素分析［J］.中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011，（6）：5－8.

［8］Barnum，H.N.and Squire，L，：An Econometric Application of the Theoryof the Farm Household［J］.Journal of Development Economics，1979，6（1），79－102.

［9］何愛國(guó).鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)體制下農(nóng)民流動(dòng)的變遷與反思［J］.湖湘論壇，2010，（4）：98－103.