基于推拉理論的農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素研究

劉愛華

摘要 根據(jù)2001—2013年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用逐步回歸方法實(shí)證分析農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移影響因素。結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生正顯著影響，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和制度綜合因素產(chǎn)生負(fù)顯著影響。因此，可以大力發(fā)展農(nóng)業(yè)科技，提高農(nóng)村家庭人均收入，從而擴(kuò)大農(nóng)村剩余勞動(dòng)力的規(guī)模、增加對轉(zhuǎn)移成本的承受能力;大力發(fā)展非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，提供更多就業(yè)崗位，擴(kuò)大轉(zhuǎn)移就業(yè)空間;全面深化制度改革，破除勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移各種障礙。

關(guān)鍵詞 剩余勞動(dòng)力;勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率;推拉理論;影響因素

中圖分類號 S-9;F.241.4文獻(xiàn)標(biāo)識碼 A

文章編號 0517-6611（2021）02-0221-04

doi：10.3969/j.issn.0517-6611.2021.02.059

開放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識碼（OSID）：

Study on the Influencing Factors of Rural Labor Transfer Based on Push and Pull Theory—Empirical Analysis from Macroeconomic Data

LIU Aihua （School of Labor Economics， Capital University of Economics and Business， Beijing 100070）

Abstract Based on the 2001-2013 year statistical yearbook， this paper uses stepwise regression method to empirically analyze the factors affecting the rural labor transfer. The results show that the agricultural labor productivity and per capita net income of rural households have a significant positive impact on the rural labor transfer， and the registered unemployment rate and the comprehensive factors of the system have a negative impact. Therefore， you can develop the agricultural science and technology， improve the rural family income per capita， thereby expanding the scale of rural surplus labors， increase the transfer cost affordability; vigorously develop nonagricultural industries， to provide more jobs， expand employment space; deepen the reform of labor transfer， get rid of obstacles.

Key words Surplus labor;Labor transfer;Agricultural productivity;Push and pull theory;Influence factors

隨著工業(yè)化和城市化的不斷推進(jìn)，我國農(nóng)村勞動(dòng)力開始大規(guī)模向城市和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，1997年我國農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力大約8 315萬，21世紀(jì)之初出現(xiàn)了“民工潮”現(xiàn)象，2004年轉(zhuǎn)移規(guī)模大約11 823萬，2007年達(dá)到14 290萬[1]，2016年的農(nóng)民工數(shù)量更是達(dá)到了28 171萬，近年來雖然有些城市和地區(qū)出現(xiàn)了“民工荒”現(xiàn)象，但勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)或農(nóng)村轉(zhuǎn)移出去的大趨勢沒有發(fā)生變化。農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響因素一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會(huì)學(xué)等領(lǐng)域?qū)W者研究的重點(diǎn)，關(guān)乎“三農(nóng)”問題的解決。

關(guān)于影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移因素的研究，國內(nèi)外不同學(xué)者提出了不同觀點(diǎn)。

國外很多學(xué)者對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提出了自己的理論解釋，最早提出農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的要追溯到古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家威廉·配第，他曾經(jīng)明確指出，比較利益的存在使得勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)部門流動(dòng)到工業(yè)部門和商業(yè)部門[2]。劉易斯提出了城鄉(xiāng)發(fā)展的“二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)模型”，認(rèn)為工業(yè)部門由于較高的工資收入會(huì)吸引農(nóng)業(yè)部門的勞動(dòng)力源源不斷地流入，隨著工業(yè)部門資本投入的增加，從農(nóng)業(yè)部門吸收的勞動(dòng)力會(huì)越來越多，直到農(nóng)村剩余勞動(dòng)力吸收完畢[3]。托達(dá)羅則認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力之所以向城市轉(zhuǎn)移取決于城鄉(xiāng)之間的預(yù)期收入差距，預(yù)期收入差距越大，農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移的動(dòng)力越大[4]。雷文斯坦提出了人口遷移流動(dòng)的“推拉理論”，認(rèn)為人口遷移流動(dòng)主要受人口遷入地的拉力和人口遷出地推力的共同作用。

國內(nèi)關(guān)于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響因素的研究也頗豐，學(xué)者們從不同角度提出了自己的觀點(diǎn)。蔡昉等[5-6]認(rèn)為影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的主要因素是城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)及城鄉(xiāng)收入差距。程名望等[7]從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)角度研究出發(fā)，認(rèn)為工業(yè)技術(shù)進(jìn)步是促使農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的主要拉力因素。趙利等[8]以山東省為實(shí)證研究樣本，認(rèn)為城鎮(zhèn)就業(yè)空間是影響勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的最主要因素，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和城市預(yù)期收入反而對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響相對最小。丁卉雨等[9]以湖北省為實(shí)證研究對象，認(rèn)為影響農(nóng)村剩余勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的最關(guān)鍵因素是農(nóng)村勞動(dòng)生產(chǎn)率和第三產(chǎn)業(yè)占總投資比重。譚華清等[10]基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)實(shí)證分析了新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)對城鄉(xiāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響，發(fā)現(xiàn)參加新型農(nóng)村社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的家庭轉(zhuǎn)移外出的概率更高。何微微[11]基于調(diào)查數(shù)據(jù)實(shí)證分析了現(xiàn)階段新生代農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響因素，研究認(rèn)為純粹“經(jīng)濟(jì)理性”已無法全面表述新生代農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的動(dòng)因，收入與非收入的預(yù)期因素共同促使新生代農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。

雖然學(xué)者們對影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的因素進(jìn)行了大量研究，但每個(gè)階段農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出不同的特點(diǎn)和規(guī)律，這也正是該研究的出發(fā)點(diǎn)，以期研究結(jié)果能夠?yàn)橛嘘P(guān)政府部門制定促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力合理轉(zhuǎn)移政策提供一定的啟示借鑒。

1 研究假設(shè)

該研究基于雷文斯坦人口遷移的“推拉理論”，認(rèn)為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移是城市對勞動(dòng)力拉力、農(nóng)村對勞動(dòng)力推力和制度對勞動(dòng)力摩擦力等一系列影響因素共同作用的結(jié)果。從勞動(dòng)力個(gè)體特征、經(jīng)濟(jì)因素、制度因素等方面選取變量指標(biāo)并進(jìn)行研究假設(shè)。

1.1 勞動(dòng)力個(gè)體特征

勞動(dòng)力的性別、年齡和受教育水平影響勞動(dòng)力在勞動(dòng)市場的競爭能力，一般認(rèn)為勞動(dòng)力受教育水平越高越有利于其進(jìn)行轉(zhuǎn)移。

1.2 經(jīng)濟(jì)因素

經(jīng)典勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素是促使農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的決定性因素。一般認(rèn)為城市預(yù)期收入越高越會(huì)吸引勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城市;農(nóng)村人均收入越高，承擔(dān)轉(zhuǎn)移成本的能力越強(qiáng)，越有利于勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移;農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重越高，農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力規(guī)模越大，提供的就業(yè)崗位越多，越有利于農(nóng)村勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。城市的就業(yè)情況是影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的一個(gè)重要方面，一般認(rèn)為城市失業(yè)率越低越有利于農(nóng)村勞動(dòng)力向城市轉(zhuǎn)移。

1.3 制度因素 制度等中間因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生摩擦力，尤其是我國實(shí)行的城鄉(xiāng)二元戶籍制度，以及與戶籍制度相關(guān)的經(jīng)濟(jì)體制等制度因素嚴(yán)重阻礙了農(nóng)村勞動(dòng)力自由流動(dòng)。通常情況下，假設(shè)制度因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生負(fù)面影響，戶籍制度越嚴(yán)格，市場經(jīng)濟(jì)制度越不完善，越不利于農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移。

2 數(shù)據(jù)來源與變量選擇

2.1 數(shù)據(jù)來源

2000—2012年是我國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移關(guān)鍵時(shí)期，這期間農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出“民工潮”和“民工荒”兩個(gè)顯著特征，因此選取這期間數(shù)據(jù)進(jìn)行分析具有很好的代表性，且因2000年以前和2012年以后數(shù)據(jù)缺乏，為了保證數(shù)據(jù)的可得性和完整性，選取2000—2012年的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析。所用數(shù)據(jù)均來自2001—2013年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 變量選取與界定

因沒有確定的文獻(xiàn)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)每年的農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量，故文中因變量農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的數(shù)量采用陸學(xué)藝[12]的計(jì)算方法得到：城鎮(zhèn)從業(yè)人數(shù)減去城鎮(zhèn)職工人數(shù)得到進(jìn)入城市就業(yè)的“農(nóng)民工”人數(shù)，鄉(xiāng)村從業(yè)人數(shù)減去農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)得到農(nóng)村中非農(nóng)勞動(dòng)力數(shù)量，二者之和為農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量。

自變量指標(biāo)的選取參考趙利等[8]的方法，共選取了以下7個(gè)指標(biāo)：

（1）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率（LDT）。以第一產(chǎn)業(yè)增加值為農(nóng)業(yè)產(chǎn)出值（GDP1），以第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)為農(nóng)業(yè)就業(yè)人員（L1），則農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率為LDT= GDP1/L1。

（2）農(nóng)民受教育程度（E）。采用“六三”學(xué)制方法計(jì)算農(nóng)村勞動(dòng)力受教育年限。受教育程度計(jì)算方法：平均受教育年限=文盲半文盲比例×1+小學(xué)比例×6+初中比例×9+高中比例×12+中專比例×12+大專及以上比例×15.5。

（3）農(nóng)村居民家庭人均純收入（S）。

（4）非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（G）。用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占GDP的比重衡量非農(nóng)產(chǎn)業(yè)吸納農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的能力。非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重=1-第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值/GDP。

（5）非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的預(yù)期收入（EI）。用城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入近似表示非農(nóng)業(yè)勞動(dòng)的預(yù)期收入。

（6）城鎮(zhèn)就業(yè)情況（RU）。用城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來表示城鎮(zhèn)就業(yè)空間。

（7）制度綜合因素（I）。設(shè)定制度因素包括市場化分配資源比重、市場化指數(shù)、非國有部門就業(yè)率和農(nóng)村勞動(dòng)力自由轉(zhuǎn)移度4個(gè)方面[13]。其數(shù)據(jù)根據(jù)市場化分配資源比重、市場化指數(shù)、非國有部門就業(yè)率和農(nóng)村勞動(dòng)力自由轉(zhuǎn)移度4個(gè)方面數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析得到。

3 變量描述和計(jì)量模型

3.1 變量統(tǒng)計(jì)性描述

3.1.1 制度綜合因素。

在對全部變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)學(xué)描述之前，先求出制度綜合因素。它是由市場化分配資源比重、市場化指數(shù)、非國有部門就業(yè)率和農(nóng)村勞動(dòng)力自由轉(zhuǎn)移度4個(gè)指標(biāo)通過主成分分析得到。

市場化分配資源比重反映市場配置資源的程度，計(jì)算方法為：（GDP-財(cái)政收入）/GDP。市場化指數(shù)用由市場決定、投資者自主決策的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中“利用外資、自籌投資、其他投資”3項(xiàng)指標(biāo)比重近似衡量。非國有部門就業(yè)率為（城鎮(zhèn)非國有單位就業(yè)人員+鄉(xiāng)村非農(nóng)就業(yè)人員）/就業(yè)人員總數(shù)，反映了農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移就業(yè)的空間大小。農(nóng)村勞動(dòng)力自由轉(zhuǎn)移度用農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量占鄉(xiāng)村人口比重來表示。用這4個(gè)指標(biāo)反映制度綜合因素的作用。

以上4個(gè)指標(biāo)之間具有很強(qiáng)相關(guān)性，該研究借鑒王文博等[14]的方法，利用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 23將市場化分配資源比重、市場化指數(shù)、非國有部門就業(yè)率和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移自由度通過主成分分析法合成為制度綜合因素指標(biāo)I[15-21]，指標(biāo)的測算結(jié)果見表1。

3.1.2 變量統(tǒng)計(jì)描述。該研究7個(gè)自變量指標(biāo)的數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)經(jīng)過適當(dāng)處理后得到，各指標(biāo)測算結(jié)果見表2。

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS 23對所有變量數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述，統(tǒng)計(jì)性結(jié)果見表3。

3.2 模型建立

根據(jù)前面已有的理論分析，通過建立以下計(jì)量模型來分析我國農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移與影響因素之間的關(guān)系：

L=β0+β1IDT+β2E+β3S+β4G+β5EI+β6RU+β7I+e （1）

式中，L為農(nóng)村轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力數(shù)量，是被解釋變量;β0為常數(shù)項(xiàng);β1-β7為待估參數(shù);LDT為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率;E為農(nóng)民受教育程度;S為農(nóng)村居民家庭人均純收入;G為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重;EI為城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入;RU為城鎮(zhèn)登記失業(yè)率;I為制度綜合因素;e為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

為了緩解時(shí)間序列的異方差性，將公式（1）采取半對數(shù)形式（因?yàn)橹贫染C合因素存在負(fù)數(shù)，所以這一指標(biāo)不能使用對數(shù)形式）。

lnL=β0+β1lnIDT+β2lnE+β3lnS+β4lnG+β5lnEI+β6lnRU+β7I+e （2）

3.3 模型檢驗(yàn)及其結(jié)果分析 建立多元線性回歸模型后，需要對其進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，以確認(rèn)建立的模型對原始數(shù)據(jù)擬合的效果。

3.3.1 模型總體回歸效果的顯著性檢驗(yàn)?？傮w回歸效果的顯著性檢驗(yàn)?zāi)軌蚍从衬Ｐ蛯颖緮?shù)據(jù)的擬合效果，模型的總體參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

從表4可知，逐步回歸4個(gè)模型中，回歸結(jié)果從模型1到模型4效果越來越好，估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤也從模型1的0.000 648下降為模型4的0.000 184，調(diào)整前的R2和調(diào)整后的R2均非常接近與1，模型總體上來說擬合很好，自變量可以很好地解釋因變量。

3.3.2 方差分析。

方差分析能夠看到模型的殘差、F值和顯著性，反映模型統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，該研究4個(gè)模型的方差分析結(jié)果顯示，逐步回歸4個(gè)模型的殘差都非常小，且是不斷下降的，F(xiàn)值統(tǒng)計(jì)量不斷上升，顯著性水平均在0.001水平上，表明這4個(gè)模型均通過了F檢驗(yàn)。

3.3.3 解釋變量的顯著性檢驗(yàn)。

解釋變量的顯著性水平反映了解釋變量各指標(biāo)對被解釋變量農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移總量的影響程度。各解釋變量對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移總量的顯著性影響見表5。從表5可知，4個(gè)模型中自變量系數(shù)的顯著性水平均在0.05水平以下，在95%置信區(qū)間上顯著不為零，通過了t檢驗(yàn)，說明模型中解釋變量可以很好解釋被解釋變量。

從表5可以看出，采用逐步回歸法引入的解釋變量順序。首先引入的變量指標(biāo)是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率對數(shù)，它對被解釋變量的解釋程度達(dá)到了99%以上。其次引入的變量指標(biāo)為農(nóng)村居民家庭人均純收入對數(shù)，對被解釋變量的解釋程度上升，再次引入的是城鎮(zhèn)登記失業(yè)率對數(shù)，解釋程度進(jìn)一步上升，最后引入的是制度綜合因素，解釋程度幾乎達(dá)到了100%。這說明影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移最主要的因素是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。而農(nóng)民受教育程度對數(shù)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重對數(shù)、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入對數(shù)這3個(gè)因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明這3個(gè)因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移總量的影響不顯著，故不存在于最后的回歸模型中。

影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移因素的各變量數(shù)據(jù)采用逐步回歸分析后，最終得到多元線性回歸模型為：

lnL=10.309lnIDT+ 0.006lnS-0.003lnRU-0.002I-13.784（3）

3.3.4 結(jié)果分析。從表5的回歸結(jié)果可知，選取影響農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的7個(gè)因素中，有4個(gè)因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移總量產(chǎn)生顯著性影響，分別為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和制度綜合因素。其中最顯著的影響因素是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率。而農(nóng)民受教育程度、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重、城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入3個(gè)指標(biāo)對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移總量的影響不顯著。

影響顯著的4個(gè)因素中，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和農(nóng)村居民家庭人均純收入對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移有正向的顯著性影響，而城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和制度綜合因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移具有負(fù)向的顯著性影響。其中，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)為10.309，說明農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率每提高1%，可使農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量提高10.309%，農(nóng)村居民家庭人均純收入彈性系數(shù)每提高1%，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量提高0.006%。城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的彈性系數(shù)為0.003，說明城鎮(zhèn)登記失業(yè)率每提高1%，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量下降0.003%，制度綜合因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量為半彈性，系數(shù)為0.002，說明制度綜合因素對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響每提高1個(gè)單位，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移數(shù)量下降0.2%。

4 結(jié)論與啟示

從模型的回歸結(jié)果可以得出以下結(jié)論：對農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移產(chǎn)生顯著影響的主要是經(jīng)濟(jì)和制度方面的4個(gè)因素，分別為農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率、農(nóng)村居民家庭人均純收入、城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和制度綜合因素，其中農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率和農(nóng)村居民家庭人均純收入均反映了農(nóng)村對轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力推力的作用，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和制度綜合因素反映了城市對轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的拉力作用。而農(nóng)村勞動(dòng)力個(gè)體特征對勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的影響效果不顯著。

從以上結(jié)論可以得出促進(jìn)農(nóng)村勞動(dòng)力合理轉(zhuǎn)移的政策啟示：首先要提高農(nóng)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率，大力推進(jìn)農(nóng)業(yè)機(jī)械化。

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率提高了，需要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人員就少了，能夠

從農(nóng)業(yè)中釋放出更多數(shù)量的剩余勞動(dòng)力，為實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移創(chuàng)造了基礎(chǔ)條件。其次要提高農(nóng)村居民家庭人家純收入，因?yàn)檗r(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移需要經(jīng)濟(jì)成本，只有農(nóng)村居民家庭的收入得到提高，才能為實(shí)現(xiàn)農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移提供物質(zhì)條件。再次，要進(jìn)行戶籍制度、經(jīng)濟(jì)制度等各項(xiàng)政策制度改革，破除阻礙農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移的各項(xiàng)制度壁壘。最后，大力發(fā)展城市第二、三產(chǎn)業(yè)，尤其是要大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，降低城市失業(yè)率，增加轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動(dòng)力的就業(yè)機(jī)會(huì)。

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