宋淑麗 張明飛 姜虹

摘要：基于剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角針對(duì)農(nóng)民收入問(wèn)題，以部分農(nóng)民收入影響因素為自變量構(gòu)建PLS（偏最小二乘回歸）模型。根據(jù)黑龍江省 2000-2017年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，運(yùn)用maltab7.0軟件數(shù)據(jù)處理，采用PLS分析法對(duì)預(yù)先選定的影響因素進(jìn)行分析。研究認(rèn)為：所選取影響因素中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、林牧漁業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資、非農(nóng)收入與農(nóng)村人均純收入均呈正相關(guān)，其中農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)是最主要影響因素。結(jié)合分析結(jié)果提出通過(guò)實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力平穩(wěn)有序轉(zhuǎn)移、合理調(diào)控農(nóng)村勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)與非農(nóng)業(yè)間的分配比例進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村;偏最小二乘;剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;農(nóng)民收入

中圖分類(lèi)號(hào)：F328 ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2019）08-0033-02

一、引言

“三農(nóng)”問(wèn)題核心是農(nóng)民問(wèn)題，農(nóng)民問(wèn)題的核心是收入問(wèn)題。農(nóng)民收入偏低不僅一直制約著城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，而且影響著社會(huì)平穩(wěn)有序發(fā)展。農(nóng)民收入增長(zhǎng)困難根本原因一是土地有限，二是存在著大量剩余勞動(dòng)力。2019年中央1號(hào)文件重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)：促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力多渠道轉(zhuǎn)移就業(yè)和增收;加快農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化，推進(jìn)城鎮(zhèn)基本公共服務(wù)常住人口全覆蓋。黑龍江省是我國(guó)農(nóng)業(yè)大省，受自然條件、經(jīng)濟(jì)因素及農(nóng)業(yè)機(jī)械化等影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)勞動(dòng)力需求快速下降，導(dǎo)致產(chǎn)生大量剩余勞動(dòng)力。

文獻(xiàn)梳理與分析發(fā)現(xiàn)，從定性角度關(guān)于剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入關(guān)系的相關(guān)研究較多，且多表現(xiàn)為直覺(jué)判斷和一般性描述，而從定量角度系統(tǒng)性研究則相對(duì)較少、實(shí)證支持也不多。從國(guó)家宏觀層面較多，省市微觀層面?zhèn)€性研究較少，關(guān)于黑龍江省的研究則更少。為此，基于剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移視角，采用PLS模型研究黑龍江省農(nóng)民收入問(wèn)題，以期發(fā)現(xiàn)影響農(nóng)民收入的影響因素，對(duì)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有一定積極意義。

二、模型構(gòu)建

設(shè)單因變量y和p個(gè)自變量{x1，x2，…xp}，觀測(cè)n個(gè)樣本點(diǎn)，構(gòu)成自變量與因變量的數(shù)據(jù)表X=[x1，x2，…xp]n×p和Y=[y]n×1。分別在x和y中提取成分t1和u1，且滿(mǎn)足：（1）t1和u1應(yīng)盡可能多地?cái)y帶各自數(shù)據(jù)表中的變異信息;（2）t1和u1的相關(guān)程度能夠達(dá)到最大。在t1和u1提取后，分別實(shí)施X對(duì)t1的回歸以及Y對(duì)t1的偏最小二乘回歸，直到能達(dá)到一個(gè)較滿(mǎn)意的精度為止。若最終對(duì)X共提取了m個(gè)成分t1，t2，…tm ，偏最小二乘實(shí)施y對(duì)t1，t2，…tm的回歸，再表達(dá)成Y關(guān)于原變量{x1，x2，…，xp}的回歸方程，至此偏最小二乘回歸建模完成，在進(jìn)行交叉有效性檢驗(yàn)時(shí)，Qh2≥（1-0.952）=0.0975以作為是否顯著的標(biāo)志，表明加入成分能改善模型質(zhì)量，否則不能（王惠文等，2006）。

三、實(shí)證分析

（一）變量及變量說(shuō)明

結(jié)合黑龍江省農(nóng)民收入的來(lái)源和構(gòu)成并參考剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入相關(guān)研究的專(zhuān)家學(xué)者觀點(diǎn)，選取部分變量作為研究指標(biāo)（見(jiàn)表0）。

（二）數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理與多重相關(guān)性檢驗(yàn)

為消除量綱效應(yīng)，使每一個(gè)變量都具有相同的表現(xiàn)力，采用maltab7.0數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化處理得到因變量和自變量的標(biāo)準(zhǔn)化序列并采用方差膨脹因子多重相關(guān)性診斷，得到各變量之間相關(guān)關(guān)系信息（見(jiàn)表1），可見(jiàn)變量之間存在嚴(yán)重的多重相關(guān)性。

（三）偏最小二乘（PLS）回歸方程建立與結(jié)果分析

三次主成分提取獲得交叉有效性判別結(jié)果（見(jiàn)表2），Q32=-0.3573<0.0975說(shuō)明已不滿(mǎn)足交叉有效性要求。由計(jì)算和推理可知，為能滿(mǎn)足模型質(zhì)量要求只需提取3個(gè)主成分即可。F0對(duì)t1，t2，t3建立PLS回歸方程為：

F0=r1t1+r2t2+r3t3=0.386093t1+0.346032t2+0.05448t3

=0.2822E1+0.2423E2-0.0233E3-0.0713E4+0.2210E5

-0.0193E6+0.2803E7 ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（1）

現(xiàn)表達(dá)成y關(guān)于原自變量x={x1，x2，x3，x4，x5，x6，x7}的回歸方程為：

y=0.8486x1+1.2911x2-1.0175x3+2.563x4+0.5132x5

+0.0012x6+1.1430x7+1711.486 ? ? ? ? ? ? ?（2）

從（2）式得出，xj回歸系數(shù)為負(fù)說(shuō)明xj與 y 負(fù)相關(guān)，xj回歸系數(shù)為正說(shuō)明xj與 y 正相關(guān)，且自變量回歸系數(shù)絕對(duì)值越大，說(shuō)明該變量對(duì)農(nóng)民人均純收入影響越大。相關(guān)程度由大到小依次是x4>x2>x7>x1>x5>x6>x3，其中，農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)x4的回歸系數(shù)最大為2.563，說(shuō)明農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)每增加1人時(shí)，農(nóng)民人均純收入會(huì)增加2.563元;農(nóng)業(yè)從業(yè)人員x3與農(nóng)民人均純收入負(fù)相關(guān)，其回歸系數(shù)為-1.0175，即農(nóng)業(yè)從業(yè)人員每增加1人，會(huì)降低1.0175元的農(nóng)民人均純收入。

結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)民人均純收入影響并不大;林牧漁產(chǎn)值與非農(nóng)收入對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響程度相近，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)投資對(duì)農(nóng)民人均純收入也有影響，但影響均不十分顯著;農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)對(duì)農(nóng)民人均純收入的增加有明顯的促進(jìn)作用。農(nóng)村勞動(dòng)力外出務(wù)工人數(shù)的多少直接表現(xiàn)為農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移情況，而非農(nóng)收入也正是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移后從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)以工資形式而賺取的收入表現(xiàn)。因此，隨著現(xiàn)代農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加的同時(shí)，剩余勞動(dòng)力在農(nóng)業(yè)中的滯留會(huì)導(dǎo)致農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率下降。在土地種植面積一定情況下，增加農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的數(shù)量對(duì)農(nóng)民收入的促進(jìn)作用也會(huì)有限。因此，合理分配農(nóng)業(yè)從業(yè)人員與農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)，會(huì)對(duì)農(nóng)民人均純收入產(chǎn)生較大影響。此外，林牧漁業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展依賴(lài)于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中轉(zhuǎn)移出來(lái)，即林牧漁業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響也要基于農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的前提。

四、結(jié)論與建議

結(jié)果分析得出結(jié)論： 一是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值x1、林牧漁業(yè)產(chǎn)值 x2、農(nóng)業(yè)從業(yè)人員x3、農(nóng)村外出務(wù)工人數(shù)x4、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動(dòng)力x5、農(nóng)民生產(chǎn)性投資x6、非農(nóng)收入x7都會(huì)直接影響到農(nóng)民人均純收入y;二是PLS分析法能有效消除各變量間的多重相關(guān)性，同時(shí)也是對(duì)農(nóng)民收入影響因素分析及定量預(yù)測(cè)的較好的研究方法;三是農(nóng)村剩余勞動(dòng)力合理的轉(zhuǎn)移會(huì)對(duì)增加農(nóng)民人均純收入產(chǎn)生較大影響。

結(jié)合我國(guó)農(nóng)村人口現(xiàn)狀及剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移長(zhǎng)期性特點(diǎn)，現(xiàn)提出如下建議：借鑒國(guó)際經(jīng)驗(yàn)構(gòu)建農(nóng)村剩余勞動(dòng)力有效轉(zhuǎn)移模式，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村剩余勞動(dòng)力平穩(wěn)有序轉(zhuǎn)移;統(tǒng)一城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)，建立勞動(dòng)力需求信息交流平臺(tái)，以保障農(nóng)村勞動(dòng)力及時(shí)了解用人需求信息;大力扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)，以提供更多轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力非農(nóng)就業(yè)崗位;改革社會(huì)保障體制，實(shí)現(xiàn)農(nóng)民離開(kāi)土地依然老有所養(yǎng)，以消除后顧之憂(yōu);改革戶(hù)籍制度打破城鄉(xiāng)界限，消除對(duì)農(nóng)村勞動(dòng)力歧視性就業(yè)規(guī)定;通過(guò)就業(yè)促進(jìn)等手段政府為農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力提供更多的就業(yè)渠道，提高農(nóng)民非農(nóng)收入。

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[責(zé)任編輯：馬 欣]