可行能力、 期望確認度與易地搬遷戶非農就業意愿
——來自民族地區的微觀調查

羅蓉， 曹波， 王志凌， 許乾郎

1. 貴州大學 經濟學院，貴陽 550025；2. 貴州大學 旅游與文化產業發展研究院，貴陽 550025；3. 中共正安縣委辦公室，貴州 正安 563400

鞏固脫貧攻堅成果, 全面推進鄉村振興, 貴州省在接續推進脫貧地區發展時, 需要加大對易地搬遷農戶的后續扶持力度, 增進搬遷農戶就業． 就業能力激發和就業質量提升, 對易地搬遷農戶實現長期穩定起著關鍵作用[1]． 長期以來, 就業和易地搬遷相輔相成, 易地搬遷作為一種扶貧方法, 它更多的是一個發展過程, 其發展結果或者最終目標是實現農戶從舊地搬遷到新地增收的雙贏策略[2-3]． 就業幫扶力度的提升, 是防止易地搬遷農戶發生規模性返貧, 突破貧困陷阱, 實現其收入穩定的長效路徑．

為了增加就業效率, 拉升易地搬遷農戶的收入水平, 切實提升社區治理能力, 國內學者從農戶就業能力[4-5]、 就業模式[6-8]、 就業政策[9-10]等方面對易地搬遷農戶進行深入分析． 國內對于非農就業意愿影響因素的實證研究成果已有諸多報道, 可以系統地區分為兩個層面: 內部層面因素和外部層面因素的影響． 內部層面因素研究多探討個人特征因素和家庭特征因素對非農就業的影響, 側重于對人力、 金融資本的研究, 其中認為對非農就業意愿具有顯著效應的具體變量包含年齡、 性別、 文化程度、 健康狀況、 收入來源、 培訓程度、 經營主業、 家庭成員類型、 村干部、 少數民族等[11-15]． 外部層面因素早期側重于對社會資本的研究, 一般認為就業距離、 社會網絡對非農就業意愿的影響顯著[16-18], 近年來, 數字鄉村的建設和推進, 隨之延伸出對互聯網使用情況與非農就業意愿之間關系的探討[19-21]．

綜上, 本文發現: ① 易地搬遷農戶非農就業意愿研究亟待深化． 雖然易地搬遷農戶的后續就業問題已經在學術界得到廣泛關注, 國內關于農民非農就業意愿也有一定的研究成果, 但目前把易地搬遷農戶作為研究對象, 對其非農就業意愿進行實證研究為數不多, 結合少數民族地區在此方面的研究結果稍顯不足, 更沒有在這一方面形成統一的分析框架． 隨著少數民族地區易地搬遷政策的落實, 第一步少數民族地區易地搬遷農戶的安居工作得到初步解決, 如何走好第二步, 做好少數民族地區易地搬遷戶的后續就業工作以實現生活穩定是不容忽視的問題． ② 關于易地搬遷農戶期望確認的心理因素及可行能力研究有待提高． 在“理性經濟人”的假設下, 少數民族地區易地搬遷農戶就業意愿作為個體的行為選擇, 面臨不確定性的風險因素時, 會綜合考量自身能力和未來期望做出與之相對應的決策, 進而影響到農戶自身非農就業意愿． 鑒于此, 在鄉村振興背景下, 本文基于可行能力理論分析框架, 結合期望確認理論, 從可行能力和期望確認兩個角度構建少數民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿影響因素的理論分析框架, 并在此基礎上提出研究假設, 運用結果方程模型(SEM)分析影響少數民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿的關鍵因子, 在得出相關結論的同時, 對其后續就業扶持的相關政策建議進行論證．

1 理論分析與研究假說

1.1 可行能力理論

諾貝爾經濟學獎獲得者阿瑪蒂亞·森(Amartya Sen), 于20世紀90年代將倫理學和福利經濟學相結合提出可行能力理論[22], 更多地關注人的實質自由, 而發展是擴大這種人所享有的實質自由的必要過程． 這種實質自由的實現和擴大, 指的是“享受人們有理由珍視的生活的可行能力”[23]． 而一個人的可行能力(capability), 指的是這個人可能實現的各種功能性活動的組合, 這種功能性活動包含衣食住行、 獲得尊敬、 參與社會活動等[24]． 因為個人的可行能力是一個抽象化概念, 對其直接測量具有一定的難度． 鑒于此, 阿瑪蒂亞·森提出政治自由、 經濟條件、 社會機會、 防護性保障、 透明性保障5種工具性自由來對人的可行能力進行測量, 將可行能力和工具性自由都看作是實質自由發展的關鍵方法, 二者結合通過福利轉化能夠引誘個體和集體行為產生[22]． 作為典型的個體行為選擇, 在少數民族地區中易地搬遷農戶非農就業意愿的產生、 推進和演變受到其個人所擁有的可行能力的影響, 因此可行能力理論的提出與應用, 為本文的研究提供了可靠條件．

表1 可行能力的5種工具性自由

1.2 可行能力理論和非農就業意愿

在安置社區少有甚至不存在務農條件的情況下, 非農就業是目前易地搬遷農戶主要的就業方式． 為了保障自身以及家庭在城鎮居住的生活水平, 對非農就業崗位和就業地點條件的對比衡量是農戶所關注的重點問題, 傾向于獲得較好工資水平的情況下盡可能考慮就業地點距離家庭較近, 便于顧全家人的生活起居, 其對就業崗位和就業地點意愿程度的大小則是易地搬遷農戶在追求非農就業時的具體反映． 基于阿瑪蒂亞·森的思想, 可行能力反映了個人在實際生活中擁有的選擇機會和選擇自由, 機會和自由的多寡與個人生活質量息息相關． 因此, 包含各種功能性活動的可行能力, 是表明個人發展、 經濟進步的關鍵因素[25]． 農戶在追求非農就業時, 其個體行為選擇會存在一個或長或短的“預備期”, 在這一時間中, 農戶會就自身的經濟能力、 健康能力、 保障能力、 休閑能力、 語言能力等各方面進行自我評分, 預估自身達成這一特定行為的綜合能力水平, 這一綜合水平的估計代表著農戶對自身可行能力的探討, 以此來判定自身獲取這一就業崗位機會的大小, 從而決定自身的就業意愿． 在根據崗位條件和就業地點確定自身的非農就業意愿前, 農戶往往會先行思慮自身能力的可行性, 在對自身政治能力、 經濟能力、 保障能力等條件要素有一定判斷的基礎上, 會綜合衡量自身所擁有的可行能力是否達到足以獲取非農就業資源的水平． 若農戶對自身的可行能力評判度較高, 對獲取非農就業資源的信心較強, 與之對應的進行非農就業的意愿程度就越大． 鑒于此, 農戶才會進一步選擇是否現在進行非農就業, 特別是思慮是否在非農就業資源充足且獲取門檻不高的易地搬遷安置區進行就地非農就業．

總的來講, 易地搬遷農戶非農就業意愿的選擇受到其自身可行能力的直接影響． 作為衡量可行能力的5種工具性自由, 對農戶非農就業意愿的影響也是直接的, 涵蓋了包括個人、 家庭、 制度等多方面影響農戶非農就業意愿的主要因素[26], 為農戶非農就業意愿影響因素的探究提供了一個完整的分析框架． 換言之, 易地搬遷農戶的非農就業意愿, 受其可行能力中政治自由、 經濟條件、 社會機會、 防護性保障、 透明性保障5個方面的綜合制約, 因此對于易地搬遷農戶非農就業意愿的研究可以從農戶可行能力下的5種工具性自由來分析． 國內外部分學者也發現, 通過可行能力下的政治自由(政策可及、 政治參與)、 經濟條件(個人或家庭的資源要素)、 社會機會(社會參與)、 防護性保障(醫療、 住房、 基礎設施)、 透明性保障(信息及時)等多個維度來激發農戶的就業欲望更加有效．

1) 在政治自由方面, 易地搬遷農戶是一種較為典型的弱勢群體, 他們的政治發聲更多的是通過其他群體間接地向社會和政府表達[27]． 這里的政治發聲, 具體指的是易地搬遷農戶通過社區居民大會、 投票選舉等合法合情的方式, 對安置社區政策發布、 貫徹和落實結果表達自身的關注, 以確保自身政治權利得以維護． 其中, 為保證搬遷后自身的生活質量水平得以維持和提升, 對涉及自身利益的就業政策或制度的出臺和執行情況, 易地搬遷農戶的關心程度尤甚． 農戶政治參與途徑的維持和拓展, 保障其政治參與的有效性和廣泛性, 既能夠讓安置區歸屬感尚未完全樹立的農戶穩住心態, 也能夠向農戶表達政府和安置區對其的持續關注, 傳遞出政府和安置區對其“不拋棄、 不放棄”的強烈信號, 堅定其融入安置社區開展就業的信心． 就業制度的完善, 政治參與的“不缺席”, 會使農戶自身發展處于一種集中、 團結的狀態[28], 讓農戶有效享受到完整的政治自由, 同時非農就業意愿這種個體利益的實現也便于和周邊環境達成一致性． 因此, 本文提出第1個假設．

假設1: 政治自由對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

2) 在經濟條件方面, 傳統的經濟條件測量大都以個人收入作為衡量指標, 而經濟學家阿瑪蒂亞·森指出, 經濟條件是一個人利用經濟資源進行個人發展的機會, 但不能單純以收入結果對個人能力進行評判[22]． 國內也有學者指出, 以收入作為衡量經濟條件的指標過于粗略, 無法反映出農戶個體的異質性和所處環境的差異性[29]． 部分學者提出以農戶參與經濟社會活動所需的時間資本和技術水平等, 作為隨個體特征、 周遭環境變化而變化的經濟資源衡量指標[30]． 相對于在農村生活, 易地搬遷農戶安居城市后經濟條件的自由度發生變化, 從土地中解放使農戶獲得了更加充足的時間資本, 安置社區完善性保障免除了家庭的后顧之憂, 極大地減少了農戶的“贍養”時間支出, 參與工作的時間資本進一步增加． 同時, 安置社區兌現承諾, 對手藝欠缺的農戶進行技能水平集中培訓, 提升個體農戶的技能水平層次, 既增加了其獲得工作的能力, 又提升了其與技能水平相匹配的工資水平． 因此, 易地搬遷農戶相對于在農村生活而言, 其利用城鎮安居擴展帶來的經濟條件進入非農就業能夠獲得相對更高的收益, 非農就業意愿增強． 因此, 本文提出第2個假設．

假設2: 經濟條件對少數民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

3) 在社會機會方面, 社會機會的大小和獲得, 與個人或家庭所擁有的親朋好友、 同事鄰居等聯合構成的社會網絡息息相關, 社會網絡的差異性對個人工作機會的獲得和就業崗位的選擇產生直接或間接效應[18], 不論城鎮或是農村, 熟人介紹是主要的就業途徑之一[31]． 一方面, 當工作崗位供給短缺時, 擁有社會關系的意愿就業者通過配給機制可以獲得工作崗位, 而不擁有社會關系的意愿就業者則會有被“擠出”的風險, 這一風險的存在對個人競爭這種就業崗位的意愿程度產生負向影響． 另一方面, 社會網絡的完善與否直接影響就業機會的多寡, 更完善的社會網絡能為意愿就業者提供更多的就業機會, 機會存在和機會數量增加對個人進行就業產生積極影響． 因此, 社會網絡的存在放大了意愿就業者所擁有的社會機會, 為個人或家庭獲取就業崗位提供了更多可能, 影響著個人的就業意愿． 易地搬遷后, 集體安置方法使個人的社會機會相較于農村有向好發展的態勢, 親朋友鄰關系的存在、 更迭、 拓展, 直接或間接影響到農戶失業時間、 求職經驗、 工作崗位的增減, 進而對農戶非農就業意愿產生影響． 因此, 本文提出第3個假設．

假設3: 社會機會對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

4) 在防護性保障方面, 這一保障的存在會加強農戶防御風險的能力, 社會安全的擁有能夠讓農戶非農就業選擇不受限制[32]． 作為相對弱勢群體, 從馬斯洛需求層次的角度來看, 易地搬遷農戶的基本生理需要得到滿足, 才會去追尋更高層次的需要． 值得關注的是, 防護性保障的變化, 可能會存在兩種不同的結果[33-34], 一是安置區對農戶住房、 出行、 醫療等的改善, 能夠增強其個人或家庭的風險抵御和承受能力, 促使農戶正常的選擇能力不受外在生活條件的限制, 進而在農戶心理感受層面強化對未來非農就業的信心, 使其非農就業意愿增強; 二是若受到當地發展水平限制(當地社會所能提供的就業崗位無法充分發揮和展現農戶的個人能力, 總體就業狀況無法達到農戶的心理預期), 這時農戶在安置區的非農就業意愿會受到制約． 因此, 目前防護性保障提升、 生存環境改善、 家庭安頓無憂的情況下, 會間接促使農戶產生出比目前更高層次的就業需求, 激勵農戶去尋找更好的就業機會． 為此, 本文提出第4個假設．

假設4: 防護性保障對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

5) 在透明性保障方面, 主要是滿足農戶對公開信息獲取的自由度[35]． 信息滯后是導致就業問題長期存在的主要因素之一, 對于易地搬遷農戶的非農就業意愿而言, 其影響包括兩個方面: ① 在短期內, 剛完成定居階段的易地搬遷農戶, 其信息搜集能力要相對弱于本地居民, 信息的缺少使得農戶無法及時適應勞動力市場的快速變化, 因此其非農就業需求也難以及時和市場的崗位供給相匹配; ② 安置社區的就業信息服務體系處于自我完善階段時, 與其他部門之間的信息協調性不夠順暢, 導致其信息傳遞功能出現偏差, 直接影響農戶非農就業信息獲取的完整性, 進而影響農戶的非農就業意愿． 所以, 就業信息網絡的覆蓋和信息服務體系的完善, 既確保了農戶在有限能力情況下也能搜集到有效信息, 也優化了安置社區的信息管理能力, 保障了信息渠道的通達性、 信息獲取的順暢性和信息內容的完整性, 能夠及時為農戶提供公平、 自由的市場信息, 減少甚至消除市場中的信息不對稱狀況, 從而為農戶的自主擇業創造機會． 因此, 本文提出第5個假設:

假設5: 透明性保障對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

1.3 期望確認度的中介作用

期望確認理論由Oliver于20世紀80年代提出, 是對某一特定行為滿意程度的具體評估[36]． Oliver分析發現, 個體在進行某一特定行為前后都會產生期望, 而這前后期望值差或者心理預期程度對比就是個體對這一行為產生的期望確認度, 并根據這一期望確認程度對后續個體是否進行這樣的行為作出預期判斷． 易地搬遷是在相關政策的鼓勵和支持下進行的, 在搬遷前后農戶必然會對目前所擁有的條件和搬遷后扶貧干部所描繪的條件作出一定的對比, 最終在易地搬遷安置區較好條件的拉力作用下, 選擇參與搬遷和搬遷后的再就業． 在初步的安居工作完成后, 農戶對比新舊環境下就業的各項條件, 已然形成一定的期望確認程度, 這對其后續選擇安置區非農再就業, 而不是返遷務農產生了重要的影響．

一方面, 從效用最大化的角度[37], 期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿有顯著影響． 如果期望確認度較高, 表明農戶對安置區整體就業服務和保障設施的評價較好, 其預期達成度也較高, 對后續就業發展也會有較好的心理預期, 那么與之對應的滿足感和幸福感將會提升農戶的效用． 在期望確認度穩定時, 效用最大化的理論假設會促使農戶傾向于持續去獲得這種滿足感和幸福感, 換言之, 農戶會繼續做出非農就業的選擇來確保已獲得效用的長期持續和累積． 另一方面, 從自我認知的角度, 期望確認度也發揮著某種中介影響效應． 較高期望確認度的形成來源于農戶對自身可行能力轉化信心的加強, 這將鼓勵農戶對非農就業進行挑戰． 與之相反, 當農戶搬遷后對環境持否定情緒, 對自身能力發揮持消極態度, 所形成的較低期望確認度將會極大地阻礙非農就業意愿的采納．

農戶進行非農就業這一行為選擇時, 在對現有狀態下可行能力的政治自由、 經濟條件、 社會機會、 防護性保障、 透明性保障5種工具性自由進行預估的基礎上, 判斷期望確認度并制定和調整非農就業的行為決策, 因而期望確認度除了對農戶非農就業意愿有直接影響外, 還在可行能力對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿的影響中起到一定的中介作用(圖1)． 由此作出如下假設:

圖1 可行能力、 期望確認度與民族地區易地搬遷戶非農就業意愿影響機制模型

假設6: 期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

假設7: 政治自由通過期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

假設8: 經濟條件通過期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

假設9: 社會機會通過期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

假設10: 防護性保障通過期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

假設11: 透明性保障通過期望確認度對民族地區易地搬遷農戶非農就業意愿產生顯著影響．

2 數據來源、 模型選擇與變量選取

2.1 數據來源

文章數據來源于課題組對貴州省凱里市易地搬遷安置區的問卷調研． 貴州省作為我國少數民族主要的聚居地之一, 其民族特色呈現出多元一體的格局． 貴州省作為全國易地扶貧搬遷人數最多的省份[38], 其凱里市的4個易地扶貧搬遷大型集中安置點(上馬石、 清江、 白午、 東出口)和1個中型安置點(冶煉廠), 共集中安置44 162人, 其中跨縣搬遷19 118人, 少數民族搬遷人口占比較高, 在集中安置規模、 人數和民族特征方面具有典型性[39]． 課題組在進行預調研完善問卷的基礎上, 選取12名研究生調研員進行統一培訓, 確保其熟知問卷內容, 減少問卷獲取過程中的誤差, 保障了整體問卷質量． 2021年6-7月, 調研人員于上馬石、 東出口、 清江等安置區通過入戶走訪獲得問卷380份, 剔除信息不全等問卷, 共回收354份有效問卷, 回收率為93.16%． 基于本文的研究目標, 在數據處理時刪除了非少數民族、 務農等相關數據, 最終選取321個民族地區易地搬遷農戶樣本, 其描述性統計如表2所示．

表2 樣本基本統計特征

2.2 模型選擇

本文采用結構方程模型(Structural Equation Modeling, 簡稱SEM)來進行實證分析的原因有兩點: ① 通過阿瑪蒂亞·森的可行能力理論得到的5種工具性自由, 根據期望確認得到的期望確認度, 以及涉及到農戶主觀心理因素的非農就業意愿, 都屬于不容易直接觀察到的潛在變量, 只能間接通過外顯指標去進行測量． ② 相對于傳統的計量模型, 結構方程模型能夠同時處理多個潛在變量之間的因果關系, 以及處理問卷量表所測度的觀測變量和潛在變量之間存在的誤差, 而傳統計量分析無法很好地解決此類問題[40]． 因此, 本文采取結果方程模型對農戶的非農就業意愿進行分析建模． 結構方程模型由兩方面構成, 一是測量模型(Measurement Model), 主要測量觀測變量和潛在變量之間的關系; 二是結構模型(Mtructural Model), 主要反饋潛在變量之間的影響關系． 二者的方程式組成為:

測量方程

x=Λxξ+δ

y=Λyη+ε

結構方程

η=Bη+Γξ+ζ

方程中,x和y分別表示外衍和內衍觀測變量,ξ和η表示外衍和內衍潛在變量,Λx和Λy表示因子載荷矩陣,δ和ε表示誤差項．B表示各內衍潛在變量η之間的相互關系,Γ表示外衍潛在變量ξ對內衍潛在變量η的影響,ζ表示結構方程的殘差項．

2.3 變量選取

模型中共有7個潛在變量, 本文參考已有量表和理論研究[30-31,33-34,41], 共設置21個觀測變量． 對于政治自由, 本文參考了葉戰備[26]和劉敏等[27]的研究, 從集體意識、 政治參與、 權利實現3個維度展開． 對于經濟條件, 參考韓麗萍等[29]開發的量表, 主要考量農戶時間資本和技術水平兩個資源維度． 對于社會機會, 參考章元等[17]和路錦非等[40]開發的量表, 從家庭成員、 親戚朋友、 社區3個維度展開． 對于防護性保障, 參考成程等[41]和葉初升等[42]開發的量表, 從住房保障、 出行保障、 醫療保障3個維度展開． 對于透明性保障, 參考李靜[34]的研究, 從政策公開滿意度、 信息渠道滿意度、 信息獲取順利度3個維度展開． 對于期望確認度, 參考Koufaris[43]開發的量表, 從社區服務水平預期達成、 社區條件預期達成、 社區現狀滿足3個維度展開． 對于非農就業意愿, 參考Yeom[44]的量表設計, 主要考量咨詢意愿、 首選意愿、 就地就業意愿3個維度． 所有變量均采用李克特(Likert)5級量表法, 以1～5進行不同程度的賦值, 具體統計結果如表3所示．

表3 變量描述統計

3 實證結果與分析

3.1 共同方法偏差檢驗

為了預防預測變量和效標變量之間人為的共變, 本文采用Harman的單因子檢驗方法, 將所有參與假設檢驗的量表題目一起做共同方法偏差檢驗, 共抽取7個因子, 且首個因子(最大因子)的方差解釋率為12.10%, 小于閾值40%, 因而此次檢驗不存在共同方法偏差問題

3.2 信度與效度檢驗(CFA)

信度檢驗也稱為可靠性檢驗, 本文運用Spass 27.0軟件, 采用克隆巴赫Alpha(Cronbach’sα)系數法對7個潛在變量的21個觀測變量進行信度分析． 分析結果如表4所示, 測算得到7個潛在變量的克隆巴赫阿爾法(Cronbach’s Alpha)值均大于0.7, 超過閾值0.6這一判斷標準, 表明量表信度水平較高．

表4 變量信效度檢驗

效度檢驗也稱為有效性檢驗, 本文采用Spass 27.0和AMOS 24.0兩款軟件分別對數據進行探索性和驗證性因子分析． 探索性因子分析結果顯示, 量表整體的KMO值為0.837, 各潛在變量的KMO值均超過閾值0.6的判斷標準, 巴特利特(Bartlett)球形度檢驗在p<1%水平下具有統計學意義, 根據主成分分析法和凱撒正態化最大方差法, 提取與旋轉所得的7個因子的負荷量也均超過標準閾值0.7, 表明量表的結構效度較為理想, 適宜開展后續的結構方程分析． 在驗證性因子分析中, 根據每個觀測變量的標準化因子載荷系數, 計算出組合效度(CR)和平均變異數萃取量(AVE)來判斷量表的收斂效度． 結果顯示, 7個潛在變量組合效度的CR值都超過標準閾值0.7, 且AVE值也均超過標準閾值0.5, 表明量表的收斂效度達到理想標準．

3.3 擬合效度檢驗

本文以AMOS 24.0軟件作為結果方程模型構建主要工具, 對量表數據與方程之間的適配度進行擬合, 具體擬合結果如表5所示． 其中, 卡方自由度比值(χ2/DF)為2.981, 處于閾值1～3之間; 近似誤差均方根(RMSEA)的數值為0.079, 小于閾值0.08; 比較適配指數(CFI)的數值為0.904, 增值適配指數(IFI)的數值為0.905, 非規準適配指數(TLI)的數值為0.887, 擬合優度(GFI)的數值為0.856, 均超過或接近0.9, 表明該結構方程模型擬合度較好．

表5 整體擬合系數表

3.4 模型結果分析

通過結構方程模型進行路徑回歸分析, 可以得知可行能力5種工具性自由和期望確認度對易地搬遷農戶非農就業意愿影響程度的大小關系, 其結果如圖2和表6所示．

e1-e23分別代表對應變量的殘差．

表6 路徑檢驗

易地搬遷農戶政治自由與其非農就業意愿之間的非標準化路徑系數為0.091, 標準化路徑系數為0.159, 均通過p<5%的顯著性檢驗, 說明易地搬遷農戶的政治自由積極影響其非農就業意愿, 研究假設H1得到驗證．

易地搬遷農戶經濟條件與其非農就業意愿之間的非標準化路徑系數為0.343, 標準化路徑系數為0.308, 均通過p<1%的顯著性檢驗, 說明易地搬遷農戶的經濟條件正向影響其非農就業意愿, 且影響程度較大． 同時, 時間資本越多, 技術水平越高, 越能對易地搬遷農戶的非農就業意愿產生重要影響, 研究假設H2得到驗證．

易地搬遷農戶社會機會與其非農就業意愿之間的非標準化路徑系數為0.205, 標準化路徑系數為0.140, 均通過p<5%的顯著性檢驗, 說明易地搬遷農戶的非農就業意愿受到周圍重要群體的正向影響, 研究假設H3得到驗證．

易地搬遷農戶防護性保障和透明性保障與其非農就業意愿之間的顯著性水平達不到要求, 研究假設H4和H5未通過驗證．

易地搬遷農戶期望確認度與其非農就業意愿之間的非標準化路徑系數為0.217, 標準化路徑系數為0.229, 均通過p<1%的顯著性檢驗, 說明易地搬遷農戶的期望確認度直接影響其非農就業意愿, 研究假設H6得到驗證．

3.5 中介效應檢驗

對于期望確認度的中介效應檢驗, 采用Bootstrap中介效應檢驗方法． 基于AMOS 24.0軟件, 采用Bias-corrected置信區間估計方式, 選擇置信區間的置信度為95%, 標準化的Bootstrap中介效應檢驗結果如表7所示． 以期望確認度為中介變量, 在經濟條件到非農就業意愿的路徑中, 直接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.308, 置信區間CI=[0.162, 0.469], 間接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.034, 置信區間CI=[0.004, 0.093]; 在社會機會到非農就業意愿的路徑中, 直接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.149, 置信區間CI=[0.003, 0.322], 間接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.032, 置信區間CI=[0.002, 0.095]; 在防護性保障到非農就業意愿的路徑中, 間接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.034, 置信區間CI=[0.004, 0.097]; 在透明性保障到非農就業意愿的路徑中, 間接效應Bootstrap檢驗的標準化效應值為0.144, 置信區間CI=[0.015, 0.306]．

表7 標準化的Bootstrap中介效應檢驗

以上結果說明, 經濟條件→期望確認度→非農就業意愿, 社會機會→期望確認度→非農就業意愿, 防護性保障→期望確認度→非農就業意愿, 透明性保障→期望確認度→非農就業意愿等中介路徑的中介效應顯著; 政治自由→期望確認度→非農就業意愿這一中介路徑的中介效應不顯著, 研究假設H7未通過驗證． 由此可見, 易地搬遷農戶可行能力中的經濟條件、 社會機會、 防護性保障和透明性保障, 受到期望確認度的中介作用, 間接影響其非農就業意愿, 假設H8,H9,H10,H11得到驗證．

易地搬遷農戶可行能力中政治自由、 經濟條件、 社會機會3種工具性自由和期望確認度對其非農就業意愿產生直接顯著的正向影響, 其余兩種工具性自由防護性保障和透明性保障通過期望確認度的中介效應對其非農就業意愿產生間接顯著的正向影響． 另外, 易地搬遷農戶經濟條件和社會機會也通過期望確認度一定的中介效應, 對其非農就業意愿產生間接顯著的積極影響．

4 結論與啟示

4.1 結論

本文綜合了可行能力理論和期望確認理論, 選取貴州省民族地區321個易地搬遷農戶的微觀調查數據, 采用結構方程模型研究了影響易地搬遷農戶非農就業意愿的主要因素． 研究發現: ① 在民族地區中, 易地搬遷農戶可行能力的政治自由、 經濟條件、 社會機會和期望確認度對其非農就業意愿產生直接的正向影響． 農戶經濟條件越好、 社會機會越充裕、 政治自由度和期望確認度越高, 農戶的非農就業意愿也越強烈． ② 期望確認度具有中介作用, 易地搬遷農戶可行能力中的經濟條件、 社會機會、 防護性保障和透明性保障通過對其期望確認度施加影響, 間接地影響其非農就業意愿．

4.2 啟示

針對上述研究結論, 本文提出如下啟示:

1) 發揮黨建引領作用, 在貫徹執行民主集中制的同時, 安置區需要進一步拓寬農戶的政治參與渠道, 鼓勵農戶以居民會議、 意見反饋、 參與選舉等方式來進行訴求表達, 加強農戶政治參與的積極性, 由此提升易地搬遷農戶的政治素養, 推進其自我發展意識的塑造．

2) 在農戶技能水平方面, 通過對農戶進行水平評估和興趣獲取, 分層次、 分群體進行針對性技能培訓． 同時, 考慮到易地搬遷農戶由農民向市民身份轉化的特殊性, 工作時間上需有效平衡就業與生活兩個方面． 為此, 安置社區需要加強對易地搬遷農戶就近非農就業的引導, 引進勞動密集型企業, 培育本地微小企業, 探索建立更多的非農就業崗位, 適度改善工作時間和工作方式． 如利用居家即可完成的傳統民族特色刺繡和編制工藝, 在嚴格把控質量的基礎上, 提升農戶時間資本的利用率, 間接延伸農戶的時間資本．

3) 發揮社會網絡對易地搬遷農戶的正向作用, 在注重維持原有社會關系的同時, 舉辦多種形式的社區活動, 加強社區居民之間的溝通交流, 提升易地搬遷農戶的人際交往能力, 進一步拓展其社會網絡．

4) 安置社區要注重農戶家庭基本防護保障和就業勞動力的信息保障． 在農戶注重的住房、 交通出行、 醫療保障等方面進行逐步完善, 免去農戶維持家庭生活的后顧之憂, 強化其非農就業信心． 安置社區也需推進非農就業政策公平、 公正、 公開, 通過線上線下多種渠道和形式進行非農就業分享、 崗位宣傳、 精準推送, 同時鼓勵農戶利用數字經濟時代的大數據互聯網獲取就業信息, 克服信息不對稱問題, 強化農戶對非農就業信息的掌握程度．

5) 維持安置社區發展現狀, 設置和引進就業指導, 培訓專職或兼職隊伍來提升社區就業服務能力, 利用東西部協作、 中央定點支持等多種平臺獲取崗位資源, 改善安置社區發展條件和非農就業環境, 增強安置社區非農就業的吸引力．