基于結構方程模型的農村勞動力轉移對農地流轉的影響分析

賈珍珍+楊俊孝

摘要：在整理新疆瑪納斯縣農戶調查問卷的基礎上，選取自身特征、家庭特征和經濟特征3個可以反映勞動力轉移特征的因素，運用結構方程模型分析這些因素對農地流轉產生的影響。結果表明，除戶主年齡的影響難以測度外，其他因素均不同程度影響農戶農地流轉行為，提高農戶受教育程度、提升農戶競爭力、延長農戶外出務工時間、增加農戶非農收入可以促進農地流轉。

關鍵詞：農村；勞動力轉移；農地流轉；新疆；結構方程模型

中圖分類號：F323.6文獻標志碼：A文章編號：1002-1302（2014）11-0472-04

隨著我國工業化、城鎮化的快速發展，越來越多的農村勞動力由農村轉到城鎮、由農業轉入到非農領域就業，導致農村勞動力與土地這2種重要的生產要素原本的配比關系發生變化。在家庭承包土地面積一定的條件下，農村勞動力轉移可導致單位耕地面積的勞動力投入減少，再加上家庭人口有限的制約，農地產出效益降低，這不利于農業的可持續發展。農地流轉可以提高農地的利用率，實現農業適度規模經營，促進農業現代化發展。

新疆維吾爾自治區是我國西部農業大省之一，有相當大比重的人口集中在農村地區。天山北坡經濟帶是新疆發展基礎最好、最具發展潛力的地區，已納入國家主體功能區規劃的重點開發區[1]。瑪納斯縣位于該經濟帶上，是新疆吾爾自治區經濟強縣，有望率先實現農業現代化。實現農業現代化的前提是農業規模化經營，而必要條件是農地發生合理有序流轉。本研究基于農村勞動力轉移視角，分析其對農地流轉的影響，為進一步推動瑪納斯縣農地流轉、促進農地流轉規模效益的提高提供參考。

1研究區概況與數據來源

1.1研究區概況

瑪納斯縣位于新疆維吾爾自治區中北部，昌吉回族自治州最西部，準噶爾盆地南部，地處天山北坡經濟帶，農業產業化程度較高，具有良好的農業發展基礎和條件。縣域總面積9154.48km2，現有耕地面積142651.23hm2、水澆地140149.81hm2。該縣農業生產主要以傳統種植業和養殖業為主，其中，種植業以經濟作物為主，是北疆地區重要的產棉區。瑪納斯縣轄7個鎮、1個鄉、3個民族鄉，截止2011年底，全縣（含新湖總場、生產建設兵團）總人口為167012人，生產總值為428504萬元，第一、二、三產業所占比重分別為44.71%、35.76%、19.53%。2011年，該縣農牧民人均純收入達到1.1萬元，是全疆平均水平的2.5倍，也高于全國平均水平[2]。

1.2數據來源

以新疆瑪納斯縣5個鄉鎮為數據采集對象，隨機抽取400戶農戶進行入戶調查，收回有效調查問卷369份，有效率為92.3%，其中，223戶農戶有勞動力轉出。由于本研究是在農村勞動力轉移前提下進行農地流轉分析，因此，研究對象主要為這223戶農戶。

2模型選擇和變量選擇

2.1模型選擇

結構方程模型（SEM）是一種表示可測變量與潛變量之間及潛變量相互之間關系的一種統計方法[3-10]。SEM包括測量模型和結構模型，測量模型反映可測變量和潛變量之間的關系，結構模型反映潛變量之間的關系。

SEM由3個方程組成，測量模型方程2個，分別為y=Λyη+ε、x=Λxξ+δ；結構模型方程1個，即η=Bη+Γξ+ζ。式中，y為內生觀測變量向量；x為外生觀測變量向量；η為內生潛變量向量，即模型內變量作用所影響的變量；ξ為外生潛變量向量，即對變量的影響處于模型之外，且經過標準化處理；Λy為內生觀測變量與內生潛變量之間的關系，是內生觀測變量在內生潛變量上的因子負荷矩陣；Λx為外生觀測變量與外生潛變量之間的關系，是外生觀測變量在外生潛變量上的因子負荷矩陣；ε為內生觀測變量y的誤差項向量、δ為外生觀測變量x的誤差項向量；B為內生潛變量之間的相互影響效應系數，Γ為外生潛變量對內生潛變量的影響效應系數，也稱為外生潛變量對內生潛變量影響的路徑系數；ζ為結構方程的誤差項。

2.2變量選擇

農村勞動力轉移所帶來的直接問題是農戶承包的土地將如何處理。目前，農民對承包土地的處理方式主要有4種形式：進行流轉、自家繼續耕種、請人幫忙耕種或拋荒。農地流轉是目前農村外出務工人口選擇的主要方式，也是各級地方政府所倡導的。關于農地流轉的影響因素，學者們進行了大量深入而詳細的研究，主要有制度因素和非制度因素。本研究借助于對瑪納斯縣調查數據的整理，從非制度因素中篩選出對農地流轉可能造成影響、可以合理反映勞動力轉移特征的3個因素（表1），分別為：（1）轉移勞動力自身特征（S）。選取外出務工地點（S1）、外出務工時間（S2）和受教育程度（S3）3個指標測度自身特征；（2）轉移勞動力家庭特征（F）。選取家庭總人口（F1）、家庭總勞動力（F2）、男女比例（F3）、小孩數量（F4）、老人數量（F5）和戶主年齡（F6）6個指標測度家庭特征；（3）轉移勞動力經濟特征（E）。選取非農收入（E1）、農業收入（E2）和農業補貼收入（E3）3個指標測度經濟特征。

3基本假設與實證分析

3.1基本假設

H1：自身特征、家庭特征、經濟特征和農地流轉行為都有正相關關系，而且經濟特征對農地流轉行為的影響最大；H2：外出務工時間、務工地點、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例和非農收入對農地流轉行為有正向影響；H3：小孩數量、老人數量、戶主年齡、農業收入和農業補貼收入對農地流轉行為有反向影響。

3.2實證分析

3.2.1信度分析信度是指概念測量的可靠程度，即所選擇的測量工具能否穩定地測量所測的概念，反映測量結果的一致性或穩定性等特征。本研究對信度檢驗采用折半信度系數（splithalfreliabitity）、Cronbachsα系數和建構信度系數（Guttmansplit-halfcoefficient）作為測量指標。折半信度系數通常要符合大于0.5的標準；Cronbachsα系數值在大于或等于0.7時認為是高信度，在0.35～<0.7之間時是一般信度，小于0.35時是低信度；建構信度在0.5之下，說明該變量的信度是不可接受的，在0.8之上則反映該變量的信度非常好。由表2可見，自身特征潛變量和經濟特征潛變量的折半信度系數都大于0.5、Cronbachsα系數都大于0.7、建構信度系數都大于0.8，說明這2個潛變量具有良好而穩定的信度；家庭特征潛變量的折半信度系數大于0.5、建構信度系數大于0.8，但Cronbachsα系數為0.682，小于0.7，這可能是因為樣本的隨機性較強，導致Cronbachsα信度一般。

3.2.2效度分析效度是指所設定的測量工具所能夠測到的想要測試行為的程度，通常也稱為測量的有效度或準確度。測量的效度一般從內容效度和建構效度2個方面來檢驗。內容效度是指一個測量本身所包涵的概念意義范圍或者程度，即測量或量表內容的適當性和代表性，本調查問卷潛變量的設定通過專家的綜合評價，具有較好的內容效度；建構效度是指測驗能夠測量出理論的特質或概念的程度，在討論理論構建時，必須考慮到周延性及排他性的問題，周延性的要求在于對原理論構建的充分了解，而排他性的要求則在于將不相關的理論構建排除在外，收斂效度所探討的問題是周延性的問題，區別效度探討的是排他性的問題，只有當這2個效度同時獲得，才可認為具有建構效度。

由表3可見，自身特征的3個具體可測變量間的相關系數高，說明自身特征潛變量的收斂效度較高，而該潛變量與其他潛變量的可測變量的相關系數較低，說明該潛變量的區別效度較高；家庭特征和經濟特征潛變量的收斂效度和區別效度也較高。因此，本次問卷的效度較好。

3.2.3模型擬合使用AMOS20.0軟件對調研數據進行分析，由表4可見，該模型擬合效果良好，可用于驗證研究假設。

由表5可見，自身特征、家庭特征和經濟特征對農戶農地流轉行為的路徑系數都通過檢驗，而且經濟特征的標準化系數最大，與模型的假設H1相符；外出務工時間、務工地點、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量和非農收入對農地流轉行為有顯著的正向影響，通過檢驗，與模型的假設H2相符；老人數量、農業收入、農業補貼收入對農地流轉行為有明顯的反向影響，通過檢驗，與模型的假設H3相符；戶主年齡的路徑系數未通過檢驗，與假設H3不符，可能是因為戶主年齡與戶主身體狀況、從事農業生產的經驗及對農地的依賴度并無太大的關聯，因此這一特征不能通過SEM模型體現，但由于結構方程模型的整體擬合效果比較理想，基本證實了模型假設的合理性。

根據模型標準化系數，得測量模型方程：

由測量模型方程可見：（1）外出務工者受教育程度是農戶自身特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.552。這是因為外出務工的農村勞動力受教育程度越高，獲取非農就業的機會就越大，而且他們有較強的學習能力，能夠在短時間內掌握所從事非農生產經營的相關專業技術和有關信息，能夠很快適應非農生產部門活動和城鎮的生活，更愿意放棄農地的承包經營權。（2）家庭小孩數量是家庭特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為-0.656。由于小孩數量多的家庭，撫養小孩的壓力大，如果夫妻中有一方外出務工，則另一方又要務農又要照顧小孩，壓力較大，如果都轉移到城鎮工作和生活，成活成本太高，這必然會削減他們外出務工的意愿。戶主年齡的影響程度不完全符合假說H3，主要原因是在調查的農戶中，部分年齡較大的農戶有一定的積蓄，能夠滿足晚年的生活需要，就不愿意繼續耕種，而將農地流轉出去可以換取一定的租金。（3）非農收入是經濟特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.785。非農收入越高，那么對農地的依賴就越低，同時，部分非農收入很高的轉移勞動力，甚至會在城鎮買房定居，這部分轉移勞動力“回流”的可能性非常小，他們更傾向于將農地流轉出去。

由結構方程模型可見，農戶的自身特征、家庭特征和經濟特征對農地流轉行為均具有顯著正向影響，自身特征潛變量、家庭特征潛變量和經濟特征潛變量的標準化路徑系數分別為0.513、0.388和0.594，農戶的經濟特征對農地流轉行為的影響最大，自身特征次之，家庭特征的影響最小。

4結論與討論

本研究結論與基本假設基本一致，除戶主年齡以外，農戶外出務工地點、外出務工時間、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量、老人數量、非農收入、農業收入和農業補貼收入均不同程度影響著農戶農地流轉行為。因此，促進農地流轉可從以下幾個方面入手：

（1）提高農戶的文化素質水平。在嚴格執行九年義務教育的基礎上，加大對農民的培訓力度，采取多種方式對農民進行非農職業技術教育和技能培訓，使農民有一技之長，提高其參與非農就業的競爭力。

（2）嚴格實施計劃生育。雖然我國開展計劃生育政策已經有30年了，但在農村地區，效果并不是很好，家庭小孩數量仍然偏多。應嚴格執行計劃生育政策，繼續普及計劃生育科學知識，使家庭新增人口數量與農地流轉行為相契合。

（3）增加農戶非農收入。創造城鎮非農就業機會，適當提高農民務工工資，確保轉移勞動力享受同等的工資待遇，用工單位不得拖欠、克扣農民工資，不得亂收費用，以吸引農民外出務工就業。

參考文獻：

[1]田潔玫，楊俊孝.基于轉入戶視角的新疆瑪納斯縣農地流轉對棉農植棉影響研究[J].廣東農業科學，2012，39（15）：234-236.

[2]王巖，楊俊孝.新疆瑪納斯縣農戶農地流轉行為影響因素實證分析[J].干旱區資源與環境，2013，27（6）：7-13.

[3]林嵩.結構方程模型原理及AMOS應用[M].武漢：華中師范大學出版社，2008.

[4]吳林海，侯博，高申榮.基于結構方程模型的分散農戶農藥殘留認知與主要影響因素分析[J].中國農村經濟，2011（3）：35-48.

[5]周濤，魯耀斌.結構方程模型及其在實證分析中的應用[J].工業工程與管理，2006，11（5）：99-102.

[6]黃燕玲，黃震方，袁林旺.基于SEM的飯店顧客滿意度測評模型研究[J].旅游學刊，2006，21（11）：54-60.

[7]徐占軍，張紹良，張建，等.農地流轉影響因素：基于農戶層面的實證研究——以江蘇省為例[J].農村經濟，2008（11）：30-32.

[8]楊佳，柏振忠，王紅玲.湖北省農地流轉影響因素的實證分析[J].生態經濟，2009（8）：36-39.

[9]李泉.河南省農村勞動力轉移與土地流轉研究[J].農村經濟與科技，2010，21（6）：79-80.

[10]衣保中，張鳳龍.吉林省農村土地流轉和農村勞動力轉移的相關分析[J].農業科技管理，2008，27（4）：60-62.

3.2.2效度分析效度是指所設定的測量工具所能夠測到的想要測試行為的程度，通常也稱為測量的有效度或準確度。測量的效度一般從內容效度和建構效度2個方面來檢驗。內容效度是指一個測量本身所包涵的概念意義范圍或者程度，即測量或量表內容的適當性和代表性，本調查問卷潛變量的設定通過專家的綜合評價，具有較好的內容效度；建構效度是指測驗能夠測量出理論的特質或概念的程度，在討論理論構建時，必須考慮到周延性及排他性的問題，周延性的要求在于對原理論構建的充分了解，而排他性的要求則在于將不相關的理論構建排除在外，收斂效度所探討的問題是周延性的問題，區別效度探討的是排他性的問題，只有當這2個效度同時獲得，才可認為具有建構效度。

由表3可見，自身特征的3個具體可測變量間的相關系數高，說明自身特征潛變量的收斂效度較高，而該潛變量與其他潛變量的可測變量的相關系數較低，說明該潛變量的區別效度較高；家庭特征和經濟特征潛變量的收斂效度和區別效度也較高。因此，本次問卷的效度較好。

3.2.3模型擬合使用AMOS20.0軟件對調研數據進行分析，由表4可見，該模型擬合效果良好，可用于驗證研究假設。

由表5可見，自身特征、家庭特征和經濟特征對農戶農地流轉行為的路徑系數都通過檢驗，而且經濟特征的標準化系數最大，與模型的假設H1相符；外出務工時間、務工地點、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量和非農收入對農地流轉行為有顯著的正向影響，通過檢驗，與模型的假設H2相符；老人數量、農業收入、農業補貼收入對農地流轉行為有明顯的反向影響，通過檢驗，與模型的假設H3相符；戶主年齡的路徑系數未通過檢驗，與假設H3不符，可能是因為戶主年齡與戶主身體狀況、從事農業生產的經驗及對農地的依賴度并無太大的關聯，因此這一特征不能通過SEM模型體現，但由于結構方程模型的整體擬合效果比較理想，基本證實了模型假設的合理性。

根據模型標準化系數，得測量模型方程：

由測量模型方程可見：（1）外出務工者受教育程度是農戶自身特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.552。這是因為外出務工的農村勞動力受教育程度越高，獲取非農就業的機會就越大，而且他們有較強的學習能力，能夠在短時間內掌握所從事非農生產經營的相關專業技術和有關信息，能夠很快適應非農生產部門活動和城鎮的生活，更愿意放棄農地的承包經營權。（2）家庭小孩數量是家庭特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為-0.656。由于小孩數量多的家庭，撫養小孩的壓力大，如果夫妻中有一方外出務工，則另一方又要務農又要照顧小孩，壓力較大，如果都轉移到城鎮工作和生活，成活成本太高，這必然會削減他們外出務工的意愿。戶主年齡的影響程度不完全符合假說H3，主要原因是在調查的農戶中，部分年齡較大的農戶有一定的積蓄，能夠滿足晚年的生活需要，就不愿意繼續耕種，而將農地流轉出去可以換取一定的租金。（3）非農收入是經濟特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.785。非農收入越高，那么對農地的依賴就越低，同時，部分非農收入很高的轉移勞動力，甚至會在城鎮買房定居，這部分轉移勞動力“回流”的可能性非常小，他們更傾向于將農地流轉出去。

由結構方程模型可見，農戶的自身特征、家庭特征和經濟特征對農地流轉行為均具有顯著正向影響，自身特征潛變量、家庭特征潛變量和經濟特征潛變量的標準化路徑系數分別為0.513、0.388和0.594，農戶的經濟特征對農地流轉行為的影響最大，自身特征次之，家庭特征的影響最小。

4結論與討論

本研究結論與基本假設基本一致，除戶主年齡以外，農戶外出務工地點、外出務工時間、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量、老人數量、非農收入、農業收入和農業補貼收入均不同程度影響著農戶農地流轉行為。因此，促進農地流轉可從以下幾個方面入手：

（1）提高農戶的文化素質水平。在嚴格執行九年義務教育的基礎上，加大對農民的培訓力度，采取多種方式對農民進行非農職業技術教育和技能培訓，使農民有一技之長，提高其參與非農就業的競爭力。

（2）嚴格實施計劃生育。雖然我國開展計劃生育政策已經有30年了，但在農村地區，效果并不是很好，家庭小孩數量仍然偏多。應嚴格執行計劃生育政策，繼續普及計劃生育科學知識，使家庭新增人口數量與農地流轉行為相契合。

（3）增加農戶非農收入。創造城鎮非農就業機會，適當提高農民務工工資，確保轉移勞動力享受同等的工資待遇，用工單位不得拖欠、克扣農民工資，不得亂收費用，以吸引農民外出務工就業。

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[5]周濤，魯耀斌.結構方程模型及其在實證分析中的應用[J].工業工程與管理，2006，11（5）：99-102.

[6]黃燕玲，黃震方，袁林旺.基于SEM的飯店顧客滿意度測評模型研究[J].旅游學刊，2006，21（11）：54-60.

[7]徐占軍，張紹良，張建，等.農地流轉影響因素：基于農戶層面的實證研究——以江蘇省為例[J].農村經濟，2008（11）：30-32.

[8]楊佳，柏振忠，王紅玲.湖北省農地流轉影響因素的實證分析[J].生態經濟，2009（8）：36-39.

[9]李泉.河南省農村勞動力轉移與土地流轉研究[J].農村經濟與科技，2010，21（6）：79-80.

[10]衣保中，張鳳龍.吉林省農村土地流轉和農村勞動力轉移的相關分析[J].農業科技管理，2008，27（4）：60-62.

3.2.2效度分析效度是指所設定的測量工具所能夠測到的想要測試行為的程度，通常也稱為測量的有效度或準確度。測量的效度一般從內容效度和建構效度2個方面來檢驗。內容效度是指一個測量本身所包涵的概念意義范圍或者程度，即測量或量表內容的適當性和代表性，本調查問卷潛變量的設定通過專家的綜合評價，具有較好的內容效度；建構效度是指測驗能夠測量出理論的特質或概念的程度，在討論理論構建時，必須考慮到周延性及排他性的問題，周延性的要求在于對原理論構建的充分了解，而排他性的要求則在于將不相關的理論構建排除在外，收斂效度所探討的問題是周延性的問題，區別效度探討的是排他性的問題，只有當這2個效度同時獲得，才可認為具有建構效度。

由表3可見，自身特征的3個具體可測變量間的相關系數高，說明自身特征潛變量的收斂效度較高，而該潛變量與其他潛變量的可測變量的相關系數較低，說明該潛變量的區別效度較高；家庭特征和經濟特征潛變量的收斂效度和區別效度也較高。因此，本次問卷的效度較好。

3.2.3模型擬合使用AMOS20.0軟件對調研數據進行分析，由表4可見，該模型擬合效果良好，可用于驗證研究假設。

由表5可見，自身特征、家庭特征和經濟特征對農戶農地流轉行為的路徑系數都通過檢驗，而且經濟特征的標準化系數最大，與模型的假設H1相符；外出務工時間、務工地點、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量和非農收入對農地流轉行為有顯著的正向影響，通過檢驗，與模型的假設H2相符；老人數量、農業收入、農業補貼收入對農地流轉行為有明顯的反向影響，通過檢驗，與模型的假設H3相符；戶主年齡的路徑系數未通過檢驗，與假設H3不符，可能是因為戶主年齡與戶主身體狀況、從事農業生產的經驗及對農地的依賴度并無太大的關聯，因此這一特征不能通過SEM模型體現，但由于結構方程模型的整體擬合效果比較理想，基本證實了模型假設的合理性。

根據模型標準化系數，得測量模型方程：

由測量模型方程可見：（1）外出務工者受教育程度是農戶自身特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.552。這是因為外出務工的農村勞動力受教育程度越高，獲取非農就業的機會就越大，而且他們有較強的學習能力，能夠在短時間內掌握所從事非農生產經營的相關專業技術和有關信息，能夠很快適應非農生產部門活動和城鎮的生活，更愿意放棄農地的承包經營權。（2）家庭小孩數量是家庭特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為-0.656。由于小孩數量多的家庭，撫養小孩的壓力大，如果夫妻中有一方外出務工，則另一方又要務農又要照顧小孩，壓力較大，如果都轉移到城鎮工作和生活，成活成本太高，這必然會削減他們外出務工的意愿。戶主年齡的影響程度不完全符合假說H3，主要原因是在調查的農戶中，部分年齡較大的農戶有一定的積蓄，能夠滿足晚年的生活需要，就不愿意繼續耕種，而將農地流轉出去可以換取一定的租金。（3）非農收入是經濟特征潛變量中最顯著的因素，標準化系數為0.785。非農收入越高，那么對農地的依賴就越低，同時，部分非農收入很高的轉移勞動力，甚至會在城鎮買房定居，這部分轉移勞動力“回流”的可能性非常小，他們更傾向于將農地流轉出去。

由結構方程模型可見，農戶的自身特征、家庭特征和經濟特征對農地流轉行為均具有顯著正向影響，自身特征潛變量、家庭特征潛變量和經濟特征潛變量的標準化路徑系數分別為0.513、0.388和0.594，農戶的經濟特征對農地流轉行為的影響最大，自身特征次之，家庭特征的影響最小。

4結論與討論

本研究結論與基本假設基本一致，除戶主年齡以外，農戶外出務工地點、外出務工時間、受教育程度、家庭總人口、家庭總勞動力、男女比例、小孩數量、老人數量、非農收入、農業收入和農業補貼收入均不同程度影響著農戶農地流轉行為。因此，促進農地流轉可從以下幾個方面入手：

（1）提高農戶的文化素質水平。在嚴格執行九年義務教育的基礎上，加大對農民的培訓力度，采取多種方式對農民進行非農職業技術教育和技能培訓，使農民有一技之長，提高其參與非農就業的競爭力。

（2）嚴格實施計劃生育。雖然我國開展計劃生育政策已經有30年了，但在農村地區，效果并不是很好，家庭小孩數量仍然偏多。應嚴格執行計劃生育政策，繼續普及計劃生育科學知識，使家庭新增人口數量與農地流轉行為相契合。

（3）增加農戶非農收入。創造城鎮非農就業機會，適當提高農民務工工資，確保轉移勞動力享受同等的工資待遇，用工單位不得拖欠、克扣農民工資，不得亂收費用，以吸引農民外出務工就業。

參考文獻：

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