粮食主产区农民非农就业影响因素研究——基于1473名农村劳动力的调查

吴 昊 赵 朝 刘冠群

(吉林大学 东北亚研究院，吉林 长春 130000；长春师范大学 经济管理学院，吉林 长春 130032)

一、引言

改革开放以来，伴随着经济社会的发展，户籍制度的松动，城乡居民收入差距的扩大，越来越多的农村劳动力开始从事非农就业，获得工资性收入。农民从事非农就业不仅拓宽了农民收入来源，增加了农民收入，同时也释放了农村剩余劳动力，缓解了农业“内卷化”问题。*黄宗智：《中国的隐性农业革命》，法律出版社2010年版，第36页。

中国劳动统计年鉴(2016)数据显示，全国农村居民可支配收入为11421.7元，其中工资性收入4600.3元，占可支配收入的40.28%。同年，作为我国重要粮食主产区的吉林省，农村居民可支配收入11326.2元，其中工资性收入2097.4元，占可支配收入的18.52%，其工资性收入不到全国平均水平的一半。通过数据对比不难发现，以吉林省为代表的粮食主产区农民收入主要还来自于农业生产，农村依然含蓄着大量的农业剩余人口。在国家政策鼓励农地流转，开展适度规模经营，推进现代农业的当下，对农民非农就业影响因素的研究具有现实意义。

二、粮食主产区农村劳动力非农就业现状

(一)调查区域和数据来源

本文以粮食主产区吉林省西部地区为样本(以下简称“样本区域”)。样本区域包括松原、白城两市，其行政区域土地面积4.68万平方公里，人口474.74万人，其中农村人口302.8万，占比63.78%。该样本区域2015年第一产业生产总值403.16亿元，占吉林省第一产业生产总值的四分之一以上，是吉林省重要的粮食主产区，也是我国重要的粮食主产区。样本区域两个城市经济发展水平差距较大，松原市经济发展水平相对较高，2015年人均生产总值(58841元)位列吉林省第三，而白城市经济发展水平较低，2015年人均生产总值(35571元)位列吉林省第九，且自然生态较为脆弱，土地盐碱化程度较高。近年来，样本区域一方面承载着生态环境保护、国家粮食安全的重大使命，另一方面，又肩负着粮食主产区改革开放、农业供给侧结构性改革的艰巨任务。因此，对该样本区域农村劳动力非农就业影响因素的研究，将有助于提高具有类似经济发展情况的粮食主产区非农就业研究的认识价值。

本文选取样本区域农村居民作为调研对象，数据来自2017年1-3月发放的调查问卷，调查问卷的发放回收由三部分组成：一部分是笔者在农村调研时发放的；一部分是通过对长春师范大学经济管理学院吉林省西部地区生源地学生进行培训，利用学生假期回家时间完成的；再有一部分是委托松原市和白城市农业委员会、农业经济经营管理站、农村集体资产管理局组织发放的。发放调查问卷648份，回收有效问卷631份，涉及631个农户家庭，共计1851人。按国内劳动力划分标准，处于16-60岁年龄区间的农村劳动力1473人；以农民全年从事非农工作超过3个月的标准计算，调查劳动力中有538人从事非农就业，占比36.52%。

(二)调查区域农村劳动力非农就业现状

1.农村劳动力非农就业比重不高，兼业农民较多，非农就业呈现年轻化特征。本文根据调查数据绘制图1、图2，分别代表样本区域农民就业分布、非农就业年龄分布。从图中可以看出，样本区域农民非农就业比重不高，在调查问卷涉及的1473名农村劳动力中，从事农业生产的935人，占全部劳动力的63.48%，从事非农就业的538人，占调查劳动力的36.52%；在参与非农就业的人群中，274人存在兼业行为，占比50.93%，该数据与《全国农村社会经济典型调查数据汇编》数据资料基本相符。从事非农就业人员平均年龄31岁，16-35岁的占到非农就业总人数的73%，农村留守人员呈现出“386199”的年龄特征，而外出非农就业人员明显年轻化。

图1 劳动力就业分布

图2 非农就业年龄分布

2.农村劳动力非农就业存在着性别、受教育程度的差异，以服务业、建筑业居多。图3、图4、图5分别是样本区域农民非农就业的性别、教育程度和就业行业分布。通过图示可以比较直观的看到，样本区域从事非农就业的农民性别比例存在明显差异，男性占60.78%，女性占39.22%，男性非农就业比例远大高于女性；调查数据显示，样本区域农村劳动力平均受教育程度仅有初中水平，这意味着该地区农村劳动力仅完成了国家规定的义务教育，文化水平并不高；在从事非农就业的农民群体中，初中文化水平占一半以上，所从事的行业主要是建筑业、服务业，占比62%。

图3 非农就业性别分布

图4 非农就业教育程度分布

3.农村劳动力非农就业工作不稳定、多集中于就近的城市。图6显示样本区域农民非农就业的地区分布，农民非农就业主要集中在就近的城市，占比69%，远赴外省就业的只占13%，另有10%的人员无固定就业去向，这说明非农就业并不稳定，同时“守家在地”的东北地区特有现象比较突出。笔者在寒假农村调研时看到很多大龄劳动力赋闲在家，访谈之中他们流露出既渴望高收入的城市生活，又不愿放弃农村安逸闲适的矛盾心理，当外出就业面对诸多不确定因素以及背井离乡生活的失落时，他们宁愿保持“理性的无知”，选择放弃收益的最大化，而满足现有生活的效用最大化。

图5 非农就业行业分布

图6 非农就业地区分布

三、粮食主产区农村劳动力非农就业的实证分析

(一)实证模型介绍

Logistic模型是一种对分类变量回归分析常用的、有效的非线性统计方法，该模型适用于处理因变量为不服从正态分布的二分变量(因变量取值有1或0两种可能)，且自变量可以是混合变量(定类变量、定序变量、连续变量等)的数据。本文实证数据满足Logistic回归模型的条件，故采用二元Logistic模型分析粮食主产区农村劳动力非农就业的影响因素，将农村劳动力是否从事非农就业作为被解释变量，从事非农就业取值为1，否则为0。具体模型表达式如下：

其中，β0是常数项，表示在不受变量因素影响下，农村劳动力非农就业与否的概率之比对数值；Xj(j=1，2，……，i)是影响农村劳动力非农就业的各种因素；βj(j=1，2，……，i)代表在其他影响因素取值不变的情况下，该影响因素取值增加1单位时导致农村劳动力非农就业与否概率之比对数值的变化量，可理解为农村劳动力对非农就业行为倾向的影响程度。

(二)主要变量及统计特征

国内外学者对农村劳动力非农就业影响因素进行过广泛的研究。Reardon(1997,2001)通过对非洲和拉丁美洲农村劳动力研究，得出家庭劳动力配置情况、农业投资需求、家庭人口数量结构和收入水平、所在村离乡镇距离等是影响其非农就业的主要因素；*Reardon T．Using evidence of household income diversification to inform study of the rural nonfarm labor market in Africa[J]．World Development，1997，25( 5) : 735-747；Reardon T，Berdegué J，Escobar G．Rural nonfarm employment and incomes in Latin America: overview and policy implications[J]．World Development，2001，29( 3) : 395-409．Yunez-Naude(2001)通过对墨西哥农村家庭非农活动的研究，得出户主教育年限、工作经验、家庭人口数量等是重要影响因素；*Yunez-Naude A，Edward Taylor J．The determinants of nonfarm activities and incomes of rural households in Mexico，with emphasis on education[J]．World Development，2001，29(3):561-572．我国学者辛岭(2009)、惠献波(2013)等人也分别从性别、教育程度、家庭耕地面积、村集体经济收入状况、村所在地企业数量等方面考察了农村劳动力非农就业的影响因素。*辛岭：《农村劳动力非农就业的影响因素分析—基于四川省1005个农村劳动力的调查》，《农业技术经济》2009年第11期；惠献波：《农村劳动力非农劳动参与影响因素分析—基于河南省728户的调查数据》，《南方农业学报》2013年第3期。

本文综合前人的研究成果，结合样本区域实际和数据的可得性，选取以下12个变量，涵盖劳动力个体、家庭特征、地区经济和宏观政策等四类因素，研究分析其对样本区域农村劳动力非农就业的影响，并预设了解释变量与被解释变量的相互关系。具体变量及统计特征见表1：

(三)模型结果分析

本文使用R(3.4.0)软件进行模型估计，其中Logit模型是采用极大似然估计法进行估计的。首先默认强迫引入法将所有自变量进入回归方程中，得到模型1，其中农民家庭承包耕地面积、家庭位置和农业补贴等3个变量不显著。然后为了简化模型，并进一步提高模型的拟合优度，利用AIC准则*薛薇：《基于R的统计分析与数据挖掘》，中国人民大学出版社2014年5月版，第234页。AIC准则的贡献在于找到一种综合评价拟合优度和模型复杂度的评价统计量。通过向后筛选变量的方法得到模型2，模型估计结果见表2：

表1 样本区域农村劳动力非农就业变量及统计特征

表2显示，在选取的12个变量中，农村劳动力健康状况、教育年限、家庭负担率、城镇化水平、地区生产总值、养老保险等6个变量对农村劳动力非农就业有显著的正向影响；农村劳动力性别、年龄、农业劳动生产率等3个变量对农村劳动力非农就业有显著的负向影响。在这9个变量中，除了农业劳动生产率与非农就业的影响关系与预设相反，其他变量和预设均一致。另外，家庭承包耕地面积、家庭位置和农业补贴等3个变量对样本区域农村劳动力非农就业没有显著影响。对此，具体解释如下：

表2 样本区域农村劳动力非农就业影响因素Logistic模型回归结果

注：***、**、*分别表示估计参数检验的显著性水平为1%、5%、10%

1.在个体因素中，性别、年龄、健康状况和教育年限等4个变量对农村劳动力参与非农就业都有显著影响。其中，性别变量和年龄变量与农民是否参与非农就业呈负向关系，结合变量赋值可以得出，男性比女性从事非农就业的更多，而随着劳动力年龄的增加，从事非农就业的大大减少；健康变量和教育年限变量与农民是否参与非农就业呈正向关系，证明劳动力健康程度越高，越有利于从事非农就业；教育程度越高，劳动力越倾向于从事非农就业。以上结论与实际情况是相符的，但需要注意的是，在性别、年龄、健康和教育年限这4个变量中，年龄和健康变量显著性非常高，性别和教育年限显著性较低，这也从侧面反映出样本区域农村劳动力非农就业依旧局限在对体力要求较高的工作岗位，一旦年龄增大，健康状况下降，则很难参与非农就业，劳动力缺乏市场竞争力，可替代性强。这与笔者农村实际调研的情况相符，滞留在农村的大龄剩余劳动力不是不愿意参与非农就业，而是岁数大了，没有一技之长，不易非农就业。

2.在家庭因素中，家庭负担率变量对农村劳动力非农就业呈现明显正相关，家庭承包耕地面积和家庭位置对农村劳动力非农就业的影响不显著。家庭负担率是农户家庭中非劳动力占家庭人口的比值，家庭非劳动力越多，意味着家庭经济负担越大。本文样本区域是我国重要的粮食主产区，在肩负粮食增产和国家粮食安全双重责任的同时，也面临着农民增收困难的矛盾。特别是近年来，随着农业供给侧结构性改革的推进，国家取消粮食临储价格，加上国外农产品的市场冲击，以及连年干旱的气象条件，农业增收缓慢。据吉林省统计年鉴(2016)显示，2015年松原市农村常住居民人均可支配收入9561元，白城市农村常住居民人均可支配收入7751元，均低于吉林省平均水平(11326元)和全国平均水平(11422元)。*国家统计局：《2015年国民经济和社会发展统计公报》，2016年2月29日。当微薄的农业收入难以满足家庭基本需要时，家庭负担越大的家庭成员越有非农就业的动力。家庭承包耕地面积对劳动力非农就业影响不显著的原因可能包括：其一，农业生产具有人力资本投入时间不均衡的典型特点，农民可以兼业生产，农忙时间务农，农闲时间务工，互不耽误；其二，随着农村土地确权工作的开展和农村土地“三权分置”改革，农地流转行为比较普遍，农民可以将土地多种形式流转出去，而专门从事非农业工作；其三，样本区域农村家庭人口平均4人，家庭成员内部可进行分工。*钱忠好：《非农就业是否必然导致农地流转——基于家庭内部分工的理论分析及其对中国农户兼业化的解释》，《中国农村经济》2008年第10期。基于以上三点原因，家庭承包面积对劳动力非农就业影响并不显著。另外，家庭位置对劳动力非农就业的影响未通过显著性检验的原因主要是，随着户籍制度的松动、交通工具和道路设施的完善，距离已不能构成样本区域农村劳动力非农就业的障碍。

3.在区域因素中，农业劳动生产率、城镇化水平和地区GDP均通过了显著性检验，其中城镇化水平和地区GDP两个变量与农民从事非农就业正相关，农业劳动生产率与农民非农就业负相关。前者说明了地区经济越繁荣，能够提供的非农就业机会越多，对农村剩余劳动力的拉力越强；后者反映出随着农业劳动生产率的提高，农民非农就业反而减少，这与初始预设是不一致的；一般来说，农业劳动生产率越高，农业释放的劳动力将越多，从事非农就业也越多。但是，在经济下行的宏观背景下，非农就业机会少，工作不稳定，城市生活成本高等多种因素的制约，农民反而更多了对土地和农业的依赖。

4.在政策因素中，农业补贴对农民非农就业的影响不显著，养老保险对农民非农就业影响非常显著。其中，农业补贴对农民非农就业影响不显著的原因主要是，近年来国家对农业的支持力度不断增强，农业补贴覆盖比较全面，样本区域农民基本都享有农业支持保护补贴。*为提高农业补贴政策效能，2015年国家启动农业“三项补贴”改革，将种粮直补、农资综合补贴、良种补贴合并为“农业支持保护补贴”，政策目标调整为支持耕地地力保护和粮食适度规模经营。但是，目前的农业补贴数额不高，并不足以让农民产生依赖。而样本区域农民参与养老保险的人数较少，在被调查的1473名农村劳动力中，有养老保险的人数为489人，占比33.18%，其中从事非农就业的538名劳动力中，255人购买了养老保险，占比47.40%；从事农业的935名劳动力中，仅有234人购买了养老保险，占比25.03%。可见，养老保险对于农民非农就业影响较大，只有建立覆盖全社会的养老保险，才能弱化农民对土地的依赖和非农就业的后顾之忧。

四、相应的政策建议

结合以上实证结果，本文提出以下政策建议：

首先，重视农村教育，增加对农民的技能培训，提高农民人力资本含量。舒尔茨在《改造传统农业》一书中反复阐述教育的重要性，他认为，“教育是人力资本中最大而且最容易理解的组成部分。”当“人的能力与物质资本不相称，这种能力就成了经济增长中的限制性因素。”“现代工业要求具有现代技能的工人和管理者”，“在向教育追求的投资具有较高的收益率的意义上说，更多的教育的价值是大的”。*舒尔茨：《改造传统农业》，梁小民译，商务印书馆2013年版，第159页、第168页、第172页。拉里·A·斯加思塔也认为，教育是“使一个人从所从事的一项工作转到(迁移到)一项更好的工作的成本可以作为对做出这种转移的人的一种投资。”*拉里·A·斯加思塔：《人力迁移的成本与收益》，载《政治经济学杂志》增刊第70期(1962年10月)。教育不仅传播文化知识，更可以影响思想理念。所以，一方面要重视农村教育，增加农村教育的财政投入和师资投入，解决好农村未成年人和外出务工人员子女的教育问题；另一方面，要通过应用型知识和技能教育培训，提高农村劳动力素质，增加其非农就业的市场竞争力。

其次，发展第三产业，增加就业机会，通过城镇化吸收农民非农就业。刘凤芹等(2011)通过对东北和中原农村的调查，估算出个体青壮劳动力在不使用农业机械的情况下，满负荷工作可经营大田40-60亩。*刘凤芹等：《土地的规模效率和农业经济组织绩效研究》，东北财经大学出版社2011年版，第45页。2015年吉林省西部地区共有播种面积228.04万公顷，农户188.18万户，农村人口302.80万人，户均耕地面积18.18亩，若按家庭平均人口4人，户均面积50亩计算，则需转移出192万农村剩余劳动力(计算步骤略)。如此庞大的数量，加上东北人“离土不离乡”的恋家情结，只有通过推进城镇化建设，大力发展第三产业，才有可能消化吸收如此庞大的农村非农就业人员。基于此，政府应该充分放权让利，营造适合中小企业、私营企业发展的空间软环境，使得第三产业真正发挥出吸纳劳动力就业的优势作用。

再次，建立覆盖农村的社会养老保险体系，弱化农民对农地的依赖。长久的农耕文化形成了农民对土地与生俱来的眷恋与依赖，当下农地依然是大多数农民生存和就业的重要依靠，农村土地不仅负有自然承载、农业生产功能，还起到了资产收益和社会保障功能。2015年样本区域新型农村社会养老保险参保人数113.07万人，占乡村人口(302.8万)比重的37.34%，较2014年养老保险参保率提高了2.66%。但是总体来看，养老保险参保比率依然很低。若想提高农村劳动力非农就业率，弱化农民对土地的依赖，亟需建立起覆盖全面的农村社会保障制度，实现农民老有所养、困有所济。

总之，为促进农村劳动力非农就业，转移农村剩余劳动力，提高农民工资性收入，应着重加强对农民的教育和技能培训；大力发展第三产业，加快城镇化建设；建立覆盖全面的新型农村养老保险体系。