李宸坤,段會(huì)珍,于洋
(大連海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,遼寧 大連 116023)
我國(guó)城鎮(zhèn)化飛速發(fā)展,農(nóng)村青壯年勞動(dòng)力進(jìn)城務(wù)工,導(dǎo)致“空心村”普遍存在。隨著我國(guó)脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)、鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施不斷深入,農(nóng)村勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)將成為阻礙鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施的重要因素。目前我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于重要的戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型期[1],王自等[2]指出可以通過鄉(xiāng)村教育和金融領(lǐng)域的改革以及政府的扶持,提高貧困農(nóng)民收入水平。羅明忠[3]通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),非農(nóng)就業(yè)對(duì)于收入水平較低的新型職業(yè)農(nóng)民有顯著增收的效應(yīng)。蘇華山等[4]研究表明,性別歧視在性別收入差異和工資差異影響因素中分別占60%和40%。彭妮婭[5]研究表明,西北五省教育投資對(duì)人均純收入增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為65%。從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)的視角出發(fā),以邢臺(tái)市為研究對(duì)象,運(yùn)用多元線性回歸模型,分析農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)民收入的影響,旨為促進(jìn)該地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展,推進(jìn)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利實(shí)施。
根據(jù)邢臺(tái)市各縣2018年人均GDP,選擇高、中、低收入水平縣域,分別是威縣、巨鹿縣、平鄉(xiāng)縣,2019年10月、2020年2月分別組織調(diào)查人員赴研究區(qū)域的19個(gè)自然村進(jìn)行實(shí)地調(diào)研,發(fā)放調(diào)查問卷共計(jì)300份,回收有效問卷288份,有效率為96%。調(diào)查內(nèi)容包括農(nóng)戶基本概況(性別、年齡、就業(yè)等)、家庭勞動(dòng)力、耕地面積、家庭收入等。
以數(shù)據(jù)的可獲得性與有效性為原則,基于實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)構(gòu)建研究指標(biāo)體系,并且對(duì)各指標(biāo)值進(jìn)行無量綱處理(表1)。采用SPSS21.0中的多元回歸模型分析農(nóng)民收入的主要因素,設(shè)因變量為農(nóng)民收入(in原come),自變量為性別(sex)、受教育程度(edui)、非農(nóng)工作時(shí)間(nfetime)和參加技能次數(shù)(skill)(表2),構(gòu)建多元一次回歸模型(1):
表1 研究區(qū)域分布及有效樣本量 (個(gè))Table 1 Study area distribution and effective sample size
表2 指標(biāo)體系Table 2 Index system
式中,income:農(nóng)民年均收入(元/a);sex:性別;edui(i=1,2,3):受教育程度,包括小學(xué)及以下、初中、高中、大專及以上;nfetime:非農(nóng)就業(yè)時(shí)間(d/a);skill:技能培訓(xùn)次數(shù)(次/a);age:年齡(歲)。
對(duì)288位受訪者調(diào)研數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì),結(jié)果顯示,受訪者男女比例為1.07∶1;40~60歲受訪者占比為59.1%,>61歲受訪者占比為5.2%,受訪者老齡化嚴(yán)重;初中及以上學(xué)歷受訪者占比為26.2%,受訪者學(xué)歷普遍較低;86.1%的受訪者兼職。數(shù)據(jù)顯示,調(diào)查樣本能夠真實(shí)反映研究區(qū)域的實(shí)際情況,保證了研究結(jié)果的真實(shí)性和科學(xué)性。
通過對(duì)自變量進(jìn)行多元一次回歸,結(jié)果(表3)顯示,性別(sex)、受教育程度(edu)、非農(nóng)工作時(shí)間(nfetime)和參加技能次數(shù)(skill)在0.01水平上與農(nóng)民收入呈顯著正相關(guān);年齡(age)與農(nóng)民收入呈不顯著正相關(guān)(表3),因此剔除。
表3 解釋變量的相關(guān)性Table 3 Correlation of explanatory variables
對(duì)受教育程度(edui)采用分類變量設(shè)定(是=1,否=0),其中小學(xué)及以下作為參照,初中為edu1,高中為edu2,大專及以上為edu3,得到模型(2)。標(biāo)準(zhǔn)化處理后進(jìn)行回歸,擬合優(yōu)度R2=0.829,調(diào)整后的擬合優(yōu)度R2=0.826,F(xiàn)=227.740,P=0.000(表4);對(duì)自變量的回歸系數(shù)和共線性檢測(cè),容忍度均>0.3,方差膨脹因子(VIF)均<5,說明模型所選擇自變量不存在明顯共線性問題。Durbin-Watson的值為1.838,著符合正態(tài)分布,模型解釋力較強(qiáng),具有現(xiàn)實(shí)意義。
表4 回歸結(jié)果Table 4 Regression results
性別、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)天數(shù)、技能培訓(xùn)次數(shù)在0.01水平上顯著正向影響農(nóng)民收入水平,即在其他條件不變的情況下,男性比女性收入多3 562.583元;初中、高中、大專及以上學(xué)歷受訪者分別比小學(xué)及以下學(xué)歷受訪者的收入高2 502.087、2 795.765、3 727.967元。
其中,b0為常數(shù)項(xiàng);bi(i=1,2,3,4,5,6)為偏回歸系數(shù);著為殘差。
采用邢臺(tái)市高中低3個(gè)層次收入水平縣域?qū)嵉卣{(diào)研數(shù)據(jù),就影響農(nóng)民收入的因素進(jìn)行多元回歸分析,得到以下主要結(jié)論:(1)研究區(qū)域老齡化嚴(yán)重,受教育程度總體偏低,非農(nóng)收入是家庭收入的主要來源。(2)性別、受教育程度、非農(nóng)就業(yè)天數(shù)、技能培訓(xùn)次數(shù)在0.01水平上顯著正向影響農(nóng)民收入水平。
3.2.1 完善鄉(xiāng)村教育培養(yǎng)體系 強(qiáng)化九年義務(wù)基礎(chǔ)教育,采用雙軌制教學(xué)模式,保障基礎(chǔ)教育的數(shù)量和質(zhì)量[6~8],為鄉(xiāng)村建設(shè)與發(fā)展儲(chǔ)備人才。完善教師人才結(jié)構(gòu),提高教學(xué)質(zhì)量,培養(yǎng)一批心系農(nóng)民、實(shí)力過硬的教師隊(duì)伍。加大農(nóng)村教育資源投入,尤其對(duì)農(nóng)村高等職業(yè)教育的投入,降低鄉(xiāng)村輟學(xué)率。
3.2.2 加強(qiáng)職業(yè)技能培訓(xùn),培育新型職業(yè)農(nóng)民 積極開展農(nóng)業(yè)技能培訓(xùn),村干部積極參與并調(diào)動(dòng)農(nóng)民參加培訓(xùn)的積極性,著重抓好實(shí)用技術(shù)的培訓(xùn),做到因材施教,因地制宜[9]。積極搭建推動(dòng)專業(yè)技能培訓(xùn)平臺(tái),有序推進(jìn)開展職業(yè)培訓(xùn),大力培育具有新思想和新技術(shù)的農(nóng)民。
3.2.3 合理配置農(nóng)業(yè)勞動(dòng)時(shí)間,提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)利用率 優(yōu)化人力資源配置,建立各村人力資源組織協(xié)調(diào)機(jī)構(gòu),開展各村內(nèi)部的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力流動(dòng),對(duì)于勞動(dòng)力過剩的村莊積極向附近鄉(xiāng)村轉(zhuǎn)移,大力發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè),拉長(zhǎng)產(chǎn)業(yè)鏈條,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[10],吸納更多農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力就業(yè)。建立城鄉(xiāng)對(duì)等的勞動(dòng)力市場(chǎng),引導(dǎo)鼓勵(lì)他們轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)和非農(nóng)部門,以獲得更多的就業(yè)崗位。繼續(xù)扶持與引導(dǎo)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)展,提高其就業(yè)容量[11]。