- 中國區(qū)域特色經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展研究:以青海省為例
- 丁生喜等
- 2561字
- 2024-06-28 18:31:53
第一節(jié) 我國勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響
我國是農(nóng)業(yè)大國,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是城鎮(zhèn)化發(fā)展、鄉(xiāng)村振興的重要環(huán)節(jié)。如何確保在農(nóng)業(yè)人口非農(nóng)轉(zhuǎn)移的過程中,不斷提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,是我國“三農(nóng)”問題的核心,也是時代給我們提出的重要課題。
一、馬克思關(guān)于勞動力轉(zhuǎn)移的理論
(一)勞動力由農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代工業(yè)、服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移具有必然性
馬克思主要從社會分工和生產(chǎn)社會化角度闡述了勞動力轉(zhuǎn)移的社會原因。他認(rèn)為,隨著社會的發(fā)展,大城市聚集了大量的手工業(yè)和服務(wù)業(yè),這些行業(yè)需要大量的勞動力資源。這些行業(yè)能提供相對較高的工資,且城市相對完善的基礎(chǔ)設(shè)施能滿足人們的眾多需求,吸引農(nóng)村勞動力到城市工作。隨著轉(zhuǎn)移的勞動力越來越多,城市經(jīng)濟(jì)得到更快的發(fā)展,基礎(chǔ)設(shè)施也更加完善,從而形成良性循環(huán),吸引更多的人到城市,有效促進(jìn)了農(nóng)村勞動力向城市的轉(zhuǎn)移。
馬克思還認(rèn)為,社會的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)只是一個過渡,隨著生產(chǎn)力的不斷發(fā)展,大量農(nóng)村勞動力會不斷向城市轉(zhuǎn)移,農(nóng)村與城市的界限會越來越模糊,最后形成城鄉(xiāng)一體化(時景,2012)。
(二)政府在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移中作用顯著
馬克思認(rèn)為,政府在積極推動農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移方面發(fā)揮著積極作用。“絕大多數(shù)發(fā)展中國家在其工業(yè)化的初期會面臨以社會化生產(chǎn)為主的城市經(jīng)濟(jì)與以小生產(chǎn)為主的農(nóng)村經(jīng)濟(jì)并行的情況:城市工業(yè)部門生產(chǎn)效率高,發(fā)展迅速,以社會化生產(chǎn)為主,需要大量的勞動力資源,而農(nóng)村部門存在大量的剩余勞動力資源。二者的不匹配造成了城市經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)并行的現(xiàn)狀,而農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移則是工業(yè)化發(fā)展的重要特征。因此,政府應(yīng)該廢除妨礙勞動力轉(zhuǎn)移的制度,推進(jìn)鼓勵農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的政策的實施,為勞動力轉(zhuǎn)移創(chuàng)造有利的條件。”在處于轉(zhuǎn)型關(guān)鍵時期的中國,政府在農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移過程中發(fā)揮著決定性作用(刁治,2012)。
二、我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀
隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化的推進(jìn),我國農(nóng)業(yè)人口呈遞減趨勢,并且勞動力逐漸由第一產(chǎn)業(yè)向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。
1999—2019年我國三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和從業(yè)人數(shù)見表1-1和表1-2。
表1-1 1999—2019年我國三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值 單位:億元

續(xù)表

資料來源:《中國統(tǒng)計年鑒》(2020)。
從表1-1可以看出,我國三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值規(guī)模都在不斷增加,其中第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值在2012年被第三產(chǎn)業(yè)超越。總體來看,第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長幅度最大,第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增長相對較慢。
表1-2 1999—2019年我國三次產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人數(shù) 單位:萬人

續(xù)表

資料來源:《中國統(tǒng)計年鑒》(2020)。
從表1-2可以看出,1999—2019年,第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)不斷減少,第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)緩慢增加。但是,從2013年開始,第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)逐年減少,第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)始終處于增長狀態(tài)。可見,我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了變化。
總體來看,隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展,我國的就業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都有所變化,農(nóng)業(yè)已不是國民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè),占據(jù)主導(dǎo)和支配地位的是第二、第三產(chǎn)業(yè),第一產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人數(shù)逐年下降,勞動力不斷向第二、第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。引起勞動力轉(zhuǎn)移的主要原因是工業(yè)化和技術(shù)進(jìn)步引起的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。
三、勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響實證分析
(一)農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響
我們以第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值(見表1-1)為因變量,反映我國第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實際情況,以農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重(見表1-3)為自變量,反映我國農(nóng)村勞動力從農(nóng)業(yè)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的水平。
表1-3 1999—2019年我國農(nóng)民人均純收入與農(nóng)業(yè)勞動力統(tǒng)計

資料來源:2000—2020年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。
建立農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟(jì)增長的一元線性回歸模型:y1=a1+b1x1+c1。其中,y1代表第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值,x1代表農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重,a1、b1為待估計的參數(shù)(常數(shù)和x1對y1的邊際貢獻(xiàn)率),c1為隨機(jī)干擾項。
通過SPSS統(tǒng)計軟件對模型進(jìn)行估計,從表1-4至表1-6的回歸結(jié)果可以看出,方程調(diào)整后R2=0.951,整個方程擬合度良好,F統(tǒng)計量顯著,p<0.005,各項指標(biāo)統(tǒng)計值均顯著,說明回歸方程的結(jié)果是有效的。由此得到回歸方程:y1=241536.335-3020.838x1。
表1-4 模型摘要a

注:a.因變量:第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(億元)。
b.預(yù)測變量:常量,農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重(%)。
表1-5 ANOVAa

注:a.因變量:第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(億元)。
表1-6 系數(shù)a

注:a.因變量:第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值(億元)。
從回歸方程可以看出,農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重每降低1個百分點,即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)水平提高1個百分點,轉(zhuǎn)移增加農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)總值為3020.838億元。這說明農(nóng)村存在剩余勞動力,剩余勞動力的轉(zhuǎn)移使農(nóng)村平均勞動生產(chǎn)率上升了,從而帶動農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的上升。可見,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長具有重要意義。
(二)勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民收入的影響
建立農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民收入增長一元線性回歸模型:y2=a2+b2x2+c2。其中,y2代表農(nóng)民人均純收入,反映我國農(nóng)民收入情況;x2代表農(nóng)業(yè)勞動力占農(nóng)村勞動力比重;a2、b2為待估計的參數(shù)(常數(shù)和x2對y2的邊際貢獻(xiàn)率);c2為隨機(jī)干擾項。
通過SPSS統(tǒng)計軟件對模型進(jìn)行估計,從表1-7至表1-9的回歸結(jié)果可以看出,方程調(diào)整后R2=0.938,整個方程擬合度良好,F統(tǒng)計量顯著,p<0.005,各項指標(biāo)統(tǒng)計值均顯著,說明回歸方程的結(jié)果是有效的。由此得到回歸方程y2=43540.194-554.301x2,由回歸方程可以看出,農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重每降低1個百分點,即農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)水平提高1個百分點,能夠增加農(nóng)民人均純收入554.301元。這充分說明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)民純收入的提高具有積極作用。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整驅(qū)動就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化,第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動力需求不斷增加,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移成為一種持續(xù)現(xiàn)象。模型結(jié)果證實了農(nóng)村勞動力的持續(xù)轉(zhuǎn)移對農(nóng)民純收入的增加具有積極作用,促進(jìn)了農(nóng)民生活水平的提高。
表1-7 模型摘要a

注:a.因變量:農(nóng)民人均純收入(億元)。
b.預(yù)測變量:常量,農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重(%)。
表1-8 ANOVAa

注:a.因變量:農(nóng)民人均純收入(億元)。
表1-9 系數(shù)a

注:a.因變量:農(nóng)民人均純收入(億元)。
四、結(jié)論
由前文實證分析可以得出以下三個結(jié)論:
第一,對農(nóng)村中農(nóng)業(yè)勞動力比重、第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和農(nóng)民純收入的回歸分析結(jié)果表明,我國農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移能夠有效促進(jìn)農(nóng)民收入的增加和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的提高,并且這種促進(jìn)作用具有持續(xù)性。
第二,勞動力轉(zhuǎn)移使工資性收入增加,大大提高了農(nóng)民的生活水平。勞動力轉(zhuǎn)移對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值有正向作用。勞動力轉(zhuǎn)移在促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長、增加農(nóng)民收入、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及推進(jìn)城鎮(zhèn)化等方面發(fā)揮著重要作用。
第三,隨著農(nóng)村勞動力的流動,農(nóng)民收入會增加,從而有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距。可見,適時適量地轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動力對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有積極的促進(jìn)作用。
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