人力資本、家庭稟賦、制度環境與農村女性勞動力就近轉移

孫俊芳 鮑玥 顏文廷

摘要：農村女性勞動力轉移有利于新型城鎮化和工業化的推進，也有利于農民增收和鄉村振興。基于江蘇省14個村莊597位農村女性勞動力的調查數據，運用Logit模型分析農村女性勞動力就近轉移及其影響因素，研究發現：就近轉移已成為農村女性勞動力轉移的重要渠道，個人特征、家庭稟賦和制度環境等多重因素對農村女性勞動力就近轉移產生影響;受教育程度和家務分擔程度的提高、家庭收入和地區經濟發展水平的提升以及家人的支持和自身的返鄉意愿，均能顯著促進農村女性勞動力就近轉移。應積極開展農村女性勞動力職業技能培訓，促進夫妻合作型家務勞動，優化農村女性創業環境，創造農村女性就業機會，以持續推動我國農村女性勞動力就近轉移。

關鍵詞：農村勞動力轉移;就近轉移;農村女性勞動力;農民工返鄉創業;人力資本;家庭稟賦;返鄉意愿

中圖分類號：F323.6文獻標志碼：A文章編號：1674-8131（2019）04-0088-09

一、引言

黨的十九大報告提出：“農業農村農民問題是關系國計民生的根本性問題，必須把解決好‘三農問題作為全黨工作重中之重。”農村勞動力是國家現代化建設的重要力量，推動農村勞動力轉移就業和農民工就業創業，是實現農民增收的有效途徑。黨中央、國務院高度重視農村勞動力轉移就業和農民工就業創業工作，2018年年底召開的中央經濟工作會議、中央農村工作會議以及2019年年初召開的國務院農民工工作領導小組會議，都作出了一系列重要的決策部署，要求重點解決好農民工等群體的就業問題。

改革開放以來，我國經濟轉型的不斷推進對農村勞動力的外流產生了巨大的影響（厲以寧，2018）[1]。從轉移就業的地點來看，我國農村勞動力轉移就業可分為就近轉移和異地轉移兩種模式。作為連接城市和農村的紐帶，縣域通常被作為農村勞動力轉移就業中本地與異地的分界線;一般認為，農村勞動力從事非農產業的時間達到6個月及以上則實現了轉移就業。與此相應，就近轉移指農村勞動力在其家庭所在縣域范圍內從事非農產業，而異地轉移則是指農村勞動力在本縣范圍以外地方非農就業。自21世紀90年代開始，異地轉移成為我國農村勞動力轉移就業的主要渠道，出現了民工潮的奔涌。然而，農村勞動力大規模異地轉移也引起了一些社會問題，比如在農村出現了大量的留守兒童和空巢老人，并產生了較為嚴重的土地撂荒現象;同時，大量農村勞動力進城也給城市帶來了一定的壓力。而農村勞動力就近轉移可以有效地減弱異地轉移帶來的負面效應，在實現農村勞動力轉移就業和農民增收等方面凸顯重要作用。

近年來，隨著我國工業化及城市化進程的加快，農村勞動力轉移就業的規模不斷擴大，勞動力轉移人數也在不斷增加。根據國家統計局發布的《2017年農民工監測調查報告》，2017年我國農民工總量已達到28 652 萬人，比上年增長1.7%，增速同比提高0.2個百分點。從農村勞動力轉移就業的地域流向來看，2017年我國外出農民工（即在戶籍所在鄉鎮地域外從業的農民工）17 185萬人，比上年增長1.5%;本地農民工（即在戶籍所在鄉鎮地域以內從業的農民工）11 467萬人，比上年增長2.0%。本地農民工的增速近年來連續高于外出農民工的增速，農村勞動力就近就地轉移就業逐漸呈上升趨勢。此外，報告顯示，女性農民工在全部農民工中的占比達到34.4%。毋庸置疑，女性勞動力已成為農村轉移勞動力的重要組成部分，在我國經濟社會發展中發揮著越來越重要的作用。

農村女性勞動力轉移就業對于我國鄉村振興、城市經濟與社會發展產生了重要影響，引起了許多學者的關注。目前國內研究主要集中在以下兩個方面，一是關于農村女性勞動力轉移的影響，包括對農戶家庭增收、農業生產以及農村土地流轉市場等方面的影響（蓋慶恩 等，2014）[2]。二是關于農村女性勞動力轉移的決定（影響）因素的研究。例如，王東平（2011）從農村勞動力個人、家庭、社區等非制度層面和戶籍、土地、社會性別規范等制度層面，構建農村女性勞動力轉移決策的理論模型[3];韓洪云等（2013）和趙衛紅等（2012）重點關注農村已婚女性的就業轉移意愿及其影響因素[4-5];田東芳和范建剛（2010）認為人力資本對于農村女性勞動力的轉移具有重要影響[6];一些研究運用相關調查數據，對河北、山東和新疆等地區農村女性勞動力轉移的影響因素進行實證分析（王弘鈺 等，2013;呂臣 等，2014;蘇薈，2016）[7-9]。

總的來看，既往研究對于農村女性勞動力轉移的影響及其決定因素進行了廣泛而深入的探討，然而大多數研究未進一步區分勞動力就近轉移與異地轉移這兩種不同的類型，尤其是對農村女性勞動力就近轉移的影響因素及其經濟社會意義缺乏足夠的關注。此外，相關研究大多未考慮制度因素的影響。作為大眾創業、萬眾創新的重要組成部分，近年來中央和各級地方政府出臺了一系列政策措施大力支持農民工返鄉就業創業，使得越來越多的農村勞動力選擇就近轉移就業或自主創業，因此有必要將制度環境納入農村勞動力就近轉移的研究范圍。基于此，本文以江蘇省為例，基于對江蘇省部分地區農村女性勞動力的調查資料，實證分析農村女性勞動力的就近轉移及其影響因素，并將制度環境因素納入分析模型，進而為實現農村女性勞動力優質、高效的轉移提出相應的政策建議。

二、模型構建與變量說明

1.模型設定

本文研究農村女性勞動力的就近轉移及其影響因素，將是否實現就近轉移視為一個二向型問題，因此選擇Logit模型進行分析。模型的因變量為農村女性勞動力的就近轉移決策，將“農村女性勞動力實現就近轉移”定義為Y=1，“農村女性勞動力未實現就近轉移”定義為Y=0。同時，將農村女性勞動力實現就近轉移（即Y=1）的概率記作P，其與自變量X之間的回歸模型為：

pi=PYi=1Xi=11+e-Xi'β

其中，Yi為農村女性勞動力的就近轉移決策，向量Xi為農村女性勞動力就近轉移的影響因素，β為回歸系數，pi為農村女性勞動力就近轉移的概率。農村女性勞動力未實現就近轉移的概率可表示為：1-pi=11+eXi′β。經過數學變換可得：lnpi1-pi=Xi′β。農村女性勞動力實現就近轉移的概率P的Logistic轉換可以表達為：

ln itpi=lnpi1-pi

更進一步地，表達成一組自變量的線性組合：

ln itpi=lnpi1-pi=Xi′β

因此，農村女性勞動力就近轉移決策的Logit模型可表示為：

Yi=α+Xi′β+μi

其中，因變量Yi為農村女性勞動力就近轉移決策，Xi為自變量，β為回歸系數，α為常數項，μi為隨機擾動項。

2.變量選擇

本文分析農村女性勞動力就近轉移的影響因素，解釋變量包括個人特征、家庭稟賦與制度環境三個維度。其中，個人特征主要包括年齡、受教育程度以及婚姻狀況等變量。Schultz（1961）認為，勞動力遷移決策取決于其遷移成本與預期收益的比較[10]。從年齡來看，勞動者的年齡越大，意味著勞動者從事農業生產的經驗越豐富，其非農就業的適應能力較低，因此預期年齡較大者未實現轉移就業的概率較大。Schultz關于人力資本投資具有重要意義的論斷啟發了后續研究者分析教育對勞動力轉移決策的影響。勞動者受教育程度越高，其對新技能和新知識的學習能力越強，越有可能就近獲得非農就業機會和較高的收入，因此預期受教育程度較高者實現就近轉移就業的概率較大（關愛萍 等，2019）[11]。此外，結合我國國情，農村傳統的“男主外、女主內”的分工格局使得已婚女性較多從事家務勞動和農業勞動，因此預期已婚者未實現轉移就業的概率較大。由此，本文提出假設1：年齡較小、受教育程度較高、未婚的農村女性勞動力實現就近轉移就業的可能性較大;反之，未實現就近轉移就業的可能性較大。

新經濟遷移理論認為，勞動力遷移是家庭決策的結果，家庭是勞動力遷移決策的基本單位。因此，家庭稟賦對勞動力轉移就業具有重要影響。隨著傳統社會分工模式逐漸瓦解，越來越多的女性走上工作崗位，但是女性依舊需要兼顧家庭與工作，導致女性外出就業具有較強的家庭依附性。在以家庭總體利益最大化為目標的前提下，家人對勞動力轉移就業的支持態度、家中兒童少年及老人的照料責任成為影響農村女性勞動力轉移就業的重要因素。著名經濟學家Reid（1934）指出，提升家務勞動技能在家庭中的應用會導致重新分配家庭內外的勞動力資源[12]。因此，家務分擔情況對農村女性勞動力轉移就業的影響不可忽視。同時，由于目前我國社會保障體系尚不健全，農村勞動力轉移就業面臨一定的市場風險。如果家庭經濟狀況越好，勞動力轉移就業所面臨的不確定性就越低，實現轉移就業的概率也越大。由此，本文提出假設2：家人支持轉移、家中無兒童少年或老人、其他家庭成員參與家務勞動程度較高、家庭年收入較高的農村女性勞動力實現就近轉移就業的可能性較大;反之，未實現就近轉移就業的可能性較大。

從制度環境來看，政府的政策支持在一定程度上決定著農民工返鄉創業的成敗（張亮 等，2017）[13]。近年來中央和各級地方政府出臺了一系列政策措施，從財政、稅務以及金融等各方面大力支持農民工返鄉就業創業，并且相關政策的含金量越來越高。以江蘇省為例，2016年江蘇省出臺了《關于實施農民工等人員返鄉創業培訓5年行動計劃（2016—2020年）的通知》，在“互聯網+”背景下，提出大力發展返鄉創業培訓基地、健全完善創業培訓體系。到目前為止，江蘇省共計9個縣（市、區）入選國家級農民工返鄉創業試點，為促進當地農村勞動力就近轉移和地區經濟發展提供了有利條件。為揭示制度環境因素對農村女性勞動力就近轉移的影響，引入“農民工返鄉意愿”變量，該變量為虛擬變量，若農村女性勞動力知悉政府關于支持農民工返鄉就業創業的相關政策，并且受政策鼓勵有意愿返鄉就業創業，則取值為1;反之，取值為0。由此，本文提出假設3：具有返鄉意愿的農村女性勞動力實現就近轉移就業的可能性較大;反之，未實現就近轉移就業的可能性較大。

此外，本文對地區經濟發展水平進行了控制。當地經濟發展水平將直接影響到農村勞動力就近轉移的接收容量。一般來說，一個地區經濟發展水平越高，越有可能提供更多的勞動就業崗位。由于本文將農村勞動力就近轉移就業界定為縣域范圍之內，因此選取勞動力所屬縣域的國內生產總值（GDP）來反映地區經濟發展水平。各解釋變量的具體賦值方法見表1。

三、數據來源及描述性統計分析

本文數據來自在江蘇省的實地調查。2018年8月，采用便利抽樣方法，在江蘇省蘇州市、鹽城市和連云港市下屬14個村莊進行問卷調查;調查時按照問卷內容對受訪者以一問一答形式進行，受訪者均為農村家庭中的女性勞動力。從地理位置上來看，蘇州市、鹽城市和連云港市由南向北排列，因此受訪者的分布情況具有一定的代表性。本次調查共發放問卷608份，其中有效問卷597份，有效率達到98.2%。在有效問卷中，蘇州市202份，占33.8%;鹽城市200份，占33.5%;連云港市195份，占32.7%。

對于上述地區農村女性勞動力的調查結果顯示，共有409位受訪者實現了就近轉移，占有效樣本總數的68.5%，未實現就近轉移者占31.5%，可見就近轉移就業已成為農村女性勞動力就業的重要渠道。分地區來看，蘇州市、鹽城市和連云港市農村女性勞動力實現就近轉移的比率分別為92.6%、65.0%和47.2%，從南至北呈遞減趨勢，并且地區間差異較大。

對實現就近轉移的農村女性勞動力與未實現就近轉移的農村女性勞動力的個人特征進行比較分析，統計結果如表2所示。從年齡來看，實現就近轉移的農村女性勞動力與未實現就近轉移的農村女性勞動力分布人數最多的組別均為40～49歲，未實現就近轉移的農村女性勞動力分布人數第二多的組別為50～55歲，占比達29.3%，而該年齡段農村女性在實現就近轉移的農村女性勞動力中僅占5.1%;總體上看，未實現就近轉移的農村女性勞動力的平均年齡高于實現就近轉移的農村女性勞動力，分別為42.3歲和39.1歲。從受教育程度來看，受訪者中62.8%的農村女性勞動力具有初中及以上文化程度，其中實現就近轉移的農村女性勞動力與未實現就近轉移的農村女性勞動力分布人數最多的組別均為初中文化;總體上看，實現就近轉移的農村女性勞動力的受教育程度略高于未實現就近轉移的農村女性勞動力。從婚姻狀況來看，絕大多數受訪者為已婚狀態，兩組農村女性勞動力之間的分布差異較小。