胡江霞

(長(zhǎng)江師范學(xué)院 烏江流域社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化研究中心，重慶 408100;重慶三峽職業(yè)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)系，重慶 404155)

三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展現(xiàn)狀調(diào)查研究

胡江霞

(長(zhǎng)江師范學(xué)院 烏江流域社會(huì)經(jīng)濟(jì)文化研究中心，重慶 408100;重慶三峽職業(yè)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)系，重慶 404155)

采取問卷調(diào)查方式對(duì)三峽庫(kù)區(qū)320個(gè)農(nóng)村移民戶生計(jì)現(xiàn)狀進(jìn)行調(diào)查，調(diào)查內(nèi)容涉及就業(yè)現(xiàn)狀、社會(huì)保障現(xiàn)狀、生計(jì)資本現(xiàn)狀等。調(diào)查結(jié)果表明：農(nóng)村移民生計(jì)類型以務(wù)工、務(wù)農(nóng)為主，生計(jì)發(fā)展呈現(xiàn)多樣化趨勢(shì)，農(nóng)村移民整體收入水平不高，農(nóng)村移民總體收入水平低于城鎮(zhèn)移民；三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)參保率不高，低于城鎮(zhèn)移民，部分農(nóng)村移民可能面臨老無(wú)所養(yǎng)、疾病治療缺失的風(fēng)險(xiǎn)；不同特征的農(nóng)村移民生計(jì)資本狀況存在一定的差異。

三峽庫(kù)區(qū)；生計(jì)現(xiàn)狀；生計(jì)資本；農(nóng)村移民

修建舉世聞名的三峽工程產(chǎn)生約130萬(wàn)移民，其中農(nóng)村移民55.07萬(wàn)。三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民的安置方式主要采取本地安置與異地安置、后靠安置與外遷安置、集中安置與分散安置、政府安置與移民自行安置等多種方式相結(jié)合。由于農(nóng)村移民安置方式具有多元性和階段性，加之庫(kù)區(qū)生態(tài)環(huán)境脆弱，耕地資源匱乏，以及農(nóng)村移民自身素質(zhì)等主客觀因素的制約，導(dǎo)致農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展具有復(fù)雜性特征。從1993年三峽工程動(dòng)工，到2009年三峽工程竣工，再到2017年，經(jīng)過20余年的“經(jīng)濟(jì)-社會(huì)-環(huán)境”的變遷，三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展現(xiàn)狀如何呢？生計(jì)發(fā)展面臨著那些亟待解決的問題？這些成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要問題。對(duì)三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展現(xiàn)狀調(diào)查，不僅有利于為農(nóng)村移民可持續(xù)生計(jì)發(fā)展提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)，為庫(kù)區(qū)制定差異化的生計(jì)政策提供借鑒和參考，更有利于為農(nóng)村移民后續(xù)發(fā)展中出現(xiàn)的問題提供新的思考方向，為后期政策扶持提供科學(xué)的理論支撐。

2016年7～9月，筆者帶隊(duì)赴三峽庫(kù)區(qū)對(duì)三峽庫(kù)區(qū)重慶段22個(gè)區(qū)縣的農(nóng)村移民的生計(jì)狀況進(jìn)行調(diào)研。調(diào)研內(nèi)容主要包括三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)現(xiàn)狀，包括就業(yè)現(xiàn)狀、社會(huì)保障現(xiàn)狀、生計(jì)資本現(xiàn)狀、可持續(xù)生計(jì)現(xiàn)狀等?；谌龒{庫(kù)區(qū)320個(gè)農(nóng)村移民戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，對(duì)農(nóng)村移民的生計(jì)現(xiàn)狀進(jìn)行評(píng)價(jià)研究。由于庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民的教育程度、婚姻狀況、性別、思想觀念和具體家庭背景等個(gè)體特征的不同，加之生計(jì)類型的不同，導(dǎo)致農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展現(xiàn)狀存在較大的差異化和復(fù)雜性特征。因此，采取對(duì)比研究的方式，分析農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)移民的就業(yè)現(xiàn)狀、社會(huì)保障現(xiàn)狀、生計(jì)資本現(xiàn)狀的差異，以及不同個(gè)體特征、不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的生計(jì)資本現(xiàn)狀。

筆者運(yùn)用社會(huì)統(tǒng)計(jì)學(xué)軟件SPSS對(duì)調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)以及方差分析，其中獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)總共分為以下五個(gè)步驟：第一步，提出零假設(shè)H0：U1=U2；第二步，判斷兩總體方差是否相等；第三步，構(gòu)建T統(tǒng)計(jì)量；第四步，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀測(cè)值和概率P值；第五步，根據(jù)顯著性水平作出決策。方差分析主要分為以下四個(gè)步驟：第一步，提出原假設(shè)H0：無(wú)差異；第二步，選擇檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量：方差分析采用的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量是F統(tǒng)計(jì)量，即F值檢驗(yàn)；第三步，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值和概率P值；第四步，根據(jù)顯著性水平，做出決策。

一、三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民就業(yè)現(xiàn)狀評(píng)價(jià)

三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民主要通過從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、外出務(wù)工、自謀職業(yè)、就近做零工等多種途徑就業(yè)?；谌龒{庫(kù)區(qū)320個(gè)農(nóng)村移民戶以及320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，筆者對(duì)三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民的就業(yè)現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，具體如下。

第一，生計(jì)類型。從表1可知，在320個(gè)農(nóng)村移民戶中，打工類型農(nóng)村移民的人數(shù)最多，占總數(shù)的31.6%，其次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民，占總數(shù)的28.8%，再次是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民，占總數(shù)的23.4%，最后是多樣化生計(jì)類型，占總數(shù)的16.2%。在320個(gè)城鎮(zhèn)移民中，打工類型占總數(shù)的50.3%，創(chuàng)業(yè)類型占總數(shù)的32.5%，多樣化類型占總數(shù)的11.3%，其他類型占總數(shù)的5.9%。這表明農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)移民生計(jì)類型存在較大差異，三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)類型主要以打工和務(wù)農(nóng)為主，城鎮(zhèn)移民的生計(jì)類型主要以打工和創(chuàng)業(yè)為主，生計(jì)發(fā)展均呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)。

第二，收入水平。根據(jù)調(diào)研數(shù)據(jù)分析可知，在320個(gè)農(nóng)村移民戶中，農(nóng)村移民家庭的年收入為10000元以下的比重高達(dá)36.5%，農(nóng)村移民家庭的年收入為50000元以上的比重僅占10.6%(見表1)。從表2可知，農(nóng)村移民家庭的年收入水平總體低于城鎮(zhèn)移民，54.1%的城鎮(zhèn)移民的家庭年收入水平處于20000～40000元之間，而只有36.6%農(nóng)村移民的家庭年收入水平處于20000～40000元之間。這表明農(nóng)村移民的總體收入水平低于城鎮(zhèn)移民，農(nóng)村移民整體收入水平并不高。

表1 三峽庫(kù)區(qū)移民從事的生計(jì)類型

注：調(diào)研的農(nóng)村移民總數(shù)為320人，城鎮(zhèn)移民的總數(shù)為320人。

表2 三峽庫(kù)區(qū)移民的收入水

注：調(diào)研的農(nóng)村移民總數(shù)為320人，城鎮(zhèn)移民的總數(shù)為320人。

從以上分析可知，從生計(jì)類型來(lái)看，農(nóng)村移民主要以打工和務(wù)農(nóng)為主，生計(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)，從整體收入水平來(lái)看，農(nóng)村移民整體收入水平不高，而且低于城鎮(zhèn)移民。這表明農(nóng)村移民的就業(yè)質(zhì)量不太高，生存狀況較為困難。可能的原因：由于三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民普遍文化水平低，自身綜合素質(zhì)不高，學(xué)習(xí)和掌握新知識(shí)、新技能需要較長(zhǎng)時(shí)間，一般只具備傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，在新環(huán)境下轉(zhuǎn)行轉(zhuǎn)業(yè)從事生產(chǎn)其他生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的能力較弱，自主創(chuàng)業(yè)謀生較為困難[1]～[5]。此外，隨著市場(chǎng)對(duì)勞動(dòng)力技能和綜合素質(zhì)的要求越來(lái)越高，農(nóng)村移民外出務(wù)工就業(yè)空間受到進(jìn)一步制約，導(dǎo)致大量農(nóng)村移民工作難找，就業(yè)無(wú)門。部分兼業(yè)及自謀職業(yè)安置的農(nóng)村移民沒有穩(wěn)定的工作方式?；谝陨显颍瑢?dǎo)致庫(kù)區(qū)很多農(nóng)村移民收入來(lái)源不穩(wěn)，生存狀況較為困難。

二、三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民社會(huì)保障現(xiàn)狀評(píng)價(jià)

基于三峽庫(kù)區(qū)320個(gè)農(nóng)村移民戶以及320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，筆者對(duì)三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民的社會(huì)保障現(xiàn)狀進(jìn)行了分析，具體如下表3所示：在320個(gè)農(nóng)村移民戶樣本中，農(nóng)村移民購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)比重約為54.4%，購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)比重約為86.6%，享受低保的農(nóng)村移民比重約為12.5%。在320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶樣本中，城鎮(zhèn)移民購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)比重約為76.9%，購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)比重約為90.3%，享受低保的農(nóng)村移民比重約為20%。從上述數(shù)據(jù)可知庫(kù)區(qū)社會(huì)保障體系尚不完善，農(nóng)村移民養(yǎng)老保險(xiǎn)和醫(yī)療保險(xiǎn)參保率還不太高，且低于城鎮(zhèn)移民，部分農(nóng)村移民可能會(huì)面臨著老無(wú)所養(yǎng)和疾病治療缺失的風(fēng)險(xiǎn)。據(jù)調(diào)研，三峽庫(kù)區(qū)后靠農(nóng)村移民入住搬遷后，導(dǎo)致人均耕地減少，移民生產(chǎn)生活困難，部分移民溫飽問題甚至得到不解決，老齡農(nóng)村移民老無(wú)所養(yǎng)等問題；農(nóng)村移民進(jìn)入城鎮(zhèn)集中安置后，盡管住行條件得以改善，但失卻原有的生存耕地，而城鎮(zhèn)社保體系尚未全覆蓋移民群體，養(yǎng)老和醫(yī)療問題突出。根據(jù)城鄉(xiāng)一體化發(fā)展和基本公共服務(wù)一體化基本內(nèi)涵，必須逐步解決農(nóng)村移民群體社會(huì)保障缺失問題。三峽庫(kù)區(qū)要加大對(duì)農(nóng)村移民社會(huì)保障的覆蓋范圍，特別是對(duì)那些因病因殘的致貧農(nóng)村移民、因自然災(zāi)害致貧的農(nóng)村移民、因教育致貧的農(nóng)村移民等。

表3 移民社會(huì)保障情況

注：調(diào)研的農(nóng)村移民總數(shù)為320人，城鎮(zhèn)移民的總數(shù)為320人。

三、三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民生計(jì)資本現(xiàn)狀

評(píng)價(jià)

1.不同性別農(nóng)村移民生計(jì)資本狀況比較分析

第一，人力資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)人力資本與性別進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表4，對(duì)于人力資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.366，伴隨概率為0.545，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.125，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明性別對(duì)人力資本水平?jīng)]有顯著影響。

第二，金融資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)金融資本與性別進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表4。對(duì)于金融資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.134，伴隨概率為0.714，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.726，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明性別對(duì)金融資本水平?jīng)]有顯著影響。

表4 性別與生計(jì)資本不同維度的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

第三，物質(zhì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)物質(zhì)資本與性別進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)(見表4)，對(duì)于物質(zhì)資本來(lái)說，F(xiàn)值為1.842，伴隨概率為0.176，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.145，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明性別對(duì)物質(zhì)資本水平?jīng)]有顯著影響。

第四，自然資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)自然資本與性別進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)(見表4)，對(duì)于自然資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.071，伴隨概率為0.790，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.206，顯著性水平大于0.05，所以不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明性別對(duì)自然資本水平?jīng)]有顯著影響。

第五，社會(huì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)社會(huì)資本與性別進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)(見表4)，對(duì)于社會(huì)資本來(lái)說，F(xiàn)值為2.107，伴隨概率為0.148，顯著性水平大于0.05，所以不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.858，顯著性水平大于0.05，所以不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明性別對(duì)社會(huì)資本水平?jīng)]有顯著影響。

總之，從生計(jì)資本不同維度來(lái)看，性別并不是導(dǎo)致農(nóng)村移民自然資本、金融資本、物質(zhì)資本、社會(huì)資本和人力資本差異的重要因素。

2.不同年齡農(nóng)村移民生計(jì)資本狀況比較分析

第一，人力資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)人力資本與年齡進(jìn)行了方差分析，由表5可知F值為1.786，由于這里的顯著值0.115大于0.05，這表明年齡對(duì)人力資本并未產(chǎn)生顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同年齡段的農(nóng)村移民的人力資本水平并不具有顯著性差異。從表5可知，不同年齡段的農(nóng)村移民人力資本的均值在3.0上下，并不具有顯著性差異。

第二，金融資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)金融資本與年齡進(jìn)行了方差分析，由表5可知F值為1.814，由于這里的顯著值0.110大于0.05，這表明年齡對(duì)金融資本并未產(chǎn)生顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同年齡段的農(nóng)村移民的金融資本水平并不具有顯著性差異。從表5可知：不同年齡段的農(nóng)村移民金融資本的均值在2.0上下，并不具有顯著性差異。

第三，物質(zhì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)物質(zhì)資本與年齡進(jìn)行了方差分析，由表5可知F值為1.973，由于這里的顯著值0.082小于0.10，這表明年齡對(duì)物質(zhì)資本產(chǎn)生了顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同年齡段的農(nóng)村移民的物質(zhì)資本水平具有顯著性差異。

第四，自然資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)自然資本與年齡進(jìn)行了方差分析，由表5可知F值為1.976，由于這里的顯著值0.082小于0.10，這表明年齡對(duì)自然資本產(chǎn)生了顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同年齡段的農(nóng)村移民的自然資本水平具有顯著性差異。

第五，社會(huì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)社會(huì)資本與年齡進(jìn)行了方差分析，由表5可知F值為2.472，由于這里的顯著值0.032小于0.05，這表明年齡對(duì)社會(huì)資本產(chǎn)生了顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同年齡段的農(nóng)村移民的社會(huì)資本水平具有顯著性差異。由表5可知：30～40歲的農(nóng)村移民社會(huì)資本水平最高，其次是30歲以下的農(nóng)村移民，再次是50～60歲的農(nóng)村移民，以及40～50歲的農(nóng)村移民，最后是60歲以上的農(nóng)村移民。

總之，不同年齡段的農(nóng)村移民生計(jì)資本的發(fā)展?fàn)顩r存在一定差異，具體如下：第一，從生計(jì)資本不同維度來(lái)看，不同年齡段的農(nóng)村移民人力資本、金融資本差異不大，但物質(zhì)資本、自然資本和社會(huì)資本則差異顯著，50歲以前的農(nóng)村移民的物質(zhì)資本水平、自然資本水平和社會(huì)資本水平高于50歲以后的農(nóng)村移民；第二，從生計(jì)資本總量來(lái)看，農(nóng)村移民整體生計(jì)資本存在較大差異，其中30歲以下的農(nóng)村移民的整體生計(jì)資本最高，其次是30～40歲的農(nóng)村移民，最后是60歲以上的農(nóng)村移民，見表5。

表5 不同年齡段農(nóng)村移民在生計(jì)資本的不同維度得分上的方差分析

注：+p<0.10，*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

3.不同婚姻狀況農(nóng)村移民的生計(jì)資本狀況的比較分析

第一，人力資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)人力資本與婚姻狀況進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表6，對(duì)于人力資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.088，伴隨概率為0.766，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，T統(tǒng)計(jì)量伴隨概率為0.444，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明婚姻狀況對(duì)人力資本水平?jīng)]有顯著影響。

表6 婚姻狀況與生計(jì)資本不同維度的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

第二，金融資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)金融資本與婚姻狀況進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表6，對(duì)于金融資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.024，伴隨概率為0.877，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等的假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.943，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明婚姻狀況對(duì)金融資本沒有顯著影響。

第三，物質(zhì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)物質(zhì)資本與婚姻狀況進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表6。對(duì)于物質(zhì)資本來(lái)說，F(xiàn)值為0.022，伴隨概率為0.882，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)的結(jié)果可知，伴隨概率為0.732，顯著性水平大于0.05，故亦不能拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明婚姻狀況對(duì)物質(zhì)資本水平?jīng)]有顯著影響。

第四，自然資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)自然資本與婚姻狀況進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表6，對(duì)于自然資本來(lái)說，F(xiàn)值為3.258，伴隨概率為0.397，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)結(jié)果可知，伴隨概率為0.012，顯著性水平小于0.05，故拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，表明婚姻狀況對(duì)自然資本水平具有顯著影響。

第五，社會(huì)資本。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)社會(huì)資本與婚姻狀況進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，見表6，對(duì)于社會(huì)資本來(lái)說，F(xiàn)值為3.241，伴隨概率為0.559，顯著性水平大于0.05，故不能拒絕方差相等原假設(shè)；從T檢驗(yàn)的結(jié)果可知，T統(tǒng)計(jì)量的相伴概率為0.013，顯著性水平小于0.05，故拒絕T檢驗(yàn)原假設(shè)，婚姻狀況對(duì)社會(huì)資本水平具有顯著影響。

總之，不同婚姻狀況的農(nóng)村移民生計(jì)資本發(fā)展?fàn)顩r存在一定差異，具體如下：第一，從生計(jì)資本不同維度來(lái)看，不同婚姻狀況的農(nóng)村移民人力資本、金融資本、物質(zhì)資本差異并不大，但是自然資本和社會(huì)資本則存在較大差異。從表7自然資本、社會(huì)資本均值來(lái)看，已婚農(nóng)村移民自然資本水平高于未婚農(nóng)村移民，未婚農(nóng)村移民社會(huì)資本水平高于已婚農(nóng)村移民。

表7 不同婚姻狀況的農(nóng)村移民的生計(jì)資本不同維度的平均數(shù)比較

4.不同生計(jì)類型農(nóng)村移民生計(jì)資本現(xiàn)狀

第一，人力資本狀況。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)人力資本與生計(jì)類型進(jìn)行了方差分析，由表8可知F值為3.379，由于這里的顯著值0.005小于0.05，這表明不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的人力資本水平具有顯著性差異。從表8可知，多樣化生計(jì)類型的農(nóng)村移民的人力資本水平最高(均值為3.50)，其次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民(均值為3.228)，再次是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民(均值為3.084)，最后是打工類型的農(nóng)村移民(均值為2.809)。

第二，金融資本狀況。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)金融資本與生計(jì)類型進(jìn)行了方差分析，由表8可知F值為1.976，由于這里的顯著值0.082小于0.10，這表明不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的金融資本存在顯著性差異。從表8可知，創(chuàng)業(yè)生計(jì)類型的農(nóng)村移民的金融資本水平最高(均值為2.229)，其次是多樣化類型的農(nóng)村移民(均值為1.990)，再次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民(均值為1.889)，最后是打工類型的農(nóng)村移民(均值為1.879)。

第三，物質(zhì)資本狀況。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)物質(zhì)資本與生計(jì)類型進(jìn)行了方差分析，由表8可知F值為12.144，由于這里的顯著值0.000小于0.05，這表明生計(jì)類型對(duì)物質(zhì)資本具有顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的物質(zhì)資本具有顯著性差異。從表8可知：首先多樣化生計(jì)類型的農(nóng)村移民的物質(zhì)資本水平最高(均值為4.073)，其次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民(均值為3.109)，再次是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民(均值為2.871)，最后是打工類型的農(nóng)村移民(均值為2.736)。

第四，自然資本狀況。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)自然資本與生計(jì)類型進(jìn)行了方差分析，如表8可知F值為22.341，由于這里的顯著值0.000小于0.05，這表明生計(jì)類型對(duì)自然資本具有顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的自然資本具有顯著性差異。從表8可知：首先是多樣化生計(jì)類型的農(nóng)村移民的自然資本水平最高；其次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民；再次是打工類型的農(nóng)村移民；最后是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民。

第五，社會(huì)資本狀況。運(yùn)用SPSS19.0軟件對(duì)社會(huì)資本與生計(jì)類型進(jìn)行了方差分析，如表8可知F值為3.643，由于這里的顯著值0.003小于0.05，這表明生計(jì)類型對(duì)社會(huì)資本具有顯著影響。因此，從方差分析結(jié)果可知不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的社會(huì)資本具有顯著性差異。從表8可知：首先是多樣化生計(jì)類型的農(nóng)村移民的社會(huì)資本水平最高(均值為4.405)，其次是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民(均值為3.939)，再次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民(均值為3.805)，最后是打工類型的農(nóng)村移民(均值為3.749)。

總之，不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民生計(jì)資本發(fā)展?fàn)顩r存在一定差異，具體如下：第一，從顯著性水平來(lái)看，不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的人力資本水平、物質(zhì)資本水平、社會(huì)資本水平、自然資本水平、金融資本水平存在較大差異，具體如下：其一，人力資本差異：多樣化類型>務(wù)農(nóng)類型>創(chuàng)業(yè)類型>打工類型；其二，物質(zhì)資本差異：多樣化類型>務(wù)農(nóng)類型>創(chuàng)業(yè)類型>打工類型；其三，自然資本差異：多樣化類型>務(wù)農(nóng)類型>打工類型>創(chuàng)業(yè)類型；其四，社會(huì)資本差異：多樣化類型>創(chuàng)業(yè)類型>務(wù)農(nóng)類型>打工類型；其五，金融資本差異：創(chuàng)業(yè)類型>多樣化類型>務(wù)農(nóng)類型>打工類型。第二，從整體生計(jì)資本水平看，首先是多樣化生計(jì)類型的農(nóng)村移民的生計(jì)資本總體水平最高，其次是務(wù)農(nóng)類型的農(nóng)村移民，再次是創(chuàng)業(yè)類型的農(nóng)村移民，最后是打工類型的農(nóng)村移民，見表8。

表8 不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民在生計(jì)資本的不同維度得分上的方差分析

注：+p<0.10，*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

四、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

基于三峽庫(kù)區(qū)320個(gè)農(nóng)村移民戶以及320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，筆者對(duì)農(nóng)村移民的生計(jì)現(xiàn)狀進(jìn)行評(píng)價(jià)，主要包括農(nóng)村移民的就業(yè)現(xiàn)狀、社會(huì)保障現(xiàn)狀、生計(jì)資本現(xiàn)狀等方面，得出如下研究結(jié)論。

第一，農(nóng)村移民生計(jì)類型和收入狀況與城鎮(zhèn)移民存在較大差距，多以打工和務(wù)農(nóng)為生，收入水平較低。其一，生計(jì)類型。農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)移民的生計(jì)類型存在較大差異，農(nóng)村移民生計(jì)類型主要以打工和務(wù)農(nóng)為主，城鎮(zhèn)移民以打工和創(chuàng)業(yè)為主，生計(jì)發(fā)展均呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)。其二，收入狀況。在320個(gè)農(nóng)村移民中，農(nóng)村移民家庭的年收入為10000元以下的比重高達(dá)36.5%，農(nóng)村移民家庭的年收入為50000元以上的比重僅占10.6%。在320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶樣本中，54.1%的城鎮(zhèn)移民的家庭年收入水平處于20000～40000元之間，而只有36.6%農(nóng)村移民的家庭年收入水平處于20000～40000元之間。這表明農(nóng)村移民整體收入水平并不高，并且農(nóng)村移民的總體收入水平低于城鎮(zhèn)移民。

第二，農(nóng)村移民社保機(jī)制不健全，存在較為嚴(yán)重的養(yǎng)老和醫(yī)療等潛在社會(huì)問題。在320個(gè)農(nóng)村移民戶樣本中，農(nóng)村移民購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的比重約為54.4%，購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)的比重約為86.6%，享受低保的農(nóng)村移民比重約為12.5%。在320個(gè)城鎮(zhèn)移民戶樣本中，城鎮(zhèn)移民購(gòu)買養(yǎng)老保險(xiǎn)的比重約為76.9%，購(gòu)買醫(yī)療保險(xiǎn)的比重約為90.3%，享受低保的城鎮(zhèn)移民比重約為20%。總之，三峽庫(kù)區(qū)農(nóng)村移民的養(yǎng)老和醫(yī)療保險(xiǎn)參保率還不太高，且低于城鎮(zhèn)移民，部分農(nóng)村移民可能會(huì)面臨著老無(wú)所養(yǎng)和疾病治療缺失的風(fēng)險(xiǎn)。

第三，年齡、婚姻狀況、生計(jì)類型對(duì)農(nóng)村移民生計(jì)資本具有顯著影響，但性別對(duì)農(nóng)村移民生計(jì)資本作用較小。[6]～[7]不同性別的農(nóng)村移民生計(jì)資本水平?jīng)]有顯著性差異；不同年齡段農(nóng)村移民的人力資本、金融資本差異并不大，但是物質(zhì)資本、自然資本和社會(huì)資本則存在較大差異；不同婚姻狀況農(nóng)村移民的人力資本、金融資本、物質(zhì)資本差異并不大，但是自然資本和社會(huì)資本則存在較大差異；不同生計(jì)類型的農(nóng)村移民的人力資本水平、物質(zhì)資本水平、社會(huì)資本水平、自然資本水平、金融資本水平之間存在較大的差異。

(二)研究展望

通過對(duì)三峽庫(kù)區(qū)移民生計(jì)狀況的調(diào)查，筆者認(rèn)為未來(lái)研究可以關(guān)注以下內(nèi)容。第一，農(nóng)村移民和城鎮(zhèn)移民生計(jì)類型存在較大差異，因此未來(lái)研究可以進(jìn)一步探討不同生計(jì)類型移民的可持續(xù)生計(jì)發(fā)展路徑。第二，研究表明農(nóng)村移民生計(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)，因此，未來(lái)研究應(yīng)關(guān)注農(nóng)村移民多樣化生計(jì)策略問題。由于農(nóng)村移民搬遷時(shí)存在多種安置方式，如就近后靠安置、外遷安置、轉(zhuǎn)業(yè)安置、自謀職業(yè)安置等，多樣化的安置方式必然需要多樣化的生計(jì)策略，因此未來(lái)研究可以關(guān)注農(nóng)村移民多樣化生計(jì)策略問題，特別是注意產(chǎn)業(yè)安置，發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)、生態(tài)旅游、蠶桑產(chǎn)業(yè)。第三，研究表明不同個(gè)體特征的農(nóng)村移民的生計(jì)資本水平存在較大差異，因此未來(lái)研究可以進(jìn)一步采取跟蹤調(diào)查的方式，深入剖析影響不同個(gè)體特征的農(nóng)村移民的生計(jì)水平的因素。

[1]胡江霞,文傳浩.社會(huì)網(wǎng)絡(luò),風(fēng)險(xiǎn)識(shí)別能力與農(nóng)村移民可持續(xù)生計(jì)——基于代際差異視角[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì),2017(4).

[2]胡江霞,文傳浩.就業(yè)質(zhì)量、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與移民的社會(huì)融合——基于三峽庫(kù)區(qū)的調(diào)查數(shù)據(jù)[J].軟科學(xué),2016(9).

[3]胡江霞,文傳浩.人力資本、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)與移民創(chuàng)業(yè)績(jī)效——基于三峽庫(kù)區(qū)的調(diào)研數(shù)據(jù)[J].軟科學(xué),2016(3).

[4]黃磊,滕祥河,文傳浩.武陵山連片貧困區(qū)生態(tài)蠶桑產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究——以黔江區(qū)為例[J].廣西經(jīng)濟(jì)管理干部學(xué)院學(xué)報(bào),2016(1).

[5]李文靜,帥傳敏,帥鈺,等.三峽庫(kù)區(qū)移民貧困致因的精準(zhǔn)識(shí)別與減貧路徑的實(shí)證研究[J].中國(guó)人口·資源與環(huán)境,2017(6).

[6]孫良順.水庫(kù)移民貧困成因與反貧困策略:基于文獻(xiàn)的討論[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2016(4).

[7]梅昀,蘭夢(mèng)婷,白昊男.農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)異質(zhì)性視角下水庫(kù)移民農(nóng)業(yè)安置需求研究[J].華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2017(3).

2017-06-20

國(guó)家社科基金項(xiàng)目(14CJL031)；教育部人文社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(11JJD790026)；重慶市教委軟科學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目(KJ120728)

胡江霞(1981-)，女，漢族，湖北漢川人，講師，博士，主要從事區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

D422.7

A

1673-1395 (2017)05-0036-07

責(zé)任編輯吳愛軍E-mail:Wajun800@126.com