勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素實證分析定稿

1、實證項目的計量經(jīng)濟研究課程論文分析課程名稱 農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素實證分析學(xué) 院 經(jīng)濟管理學(xué)院專業(yè)班級 組 員 目錄摘要-3關(guān)鍵詞-3一、引言-4二、文獻綜述-5三、數(shù)據(jù)及研究方法-6 （一）、數(shù)據(jù)來源-6（二）、模型建立-7四、實證檢驗-8 （一）、單位根檢驗-8（二）、協(xié)整檢驗-8（三）、回歸模型-10 （四）、多重共線性-10（五）、逐步回歸分析-11（六）、異方差檢驗-13（七）、自相關(guān)檢驗-14（八）、最終模型估計結(jié)果-15五、結(jié)論和政策建議-15六、不足與展望-16七、參考文獻-16八、附錄：原始數(shù)據(jù)-18農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響因素的實證分析摘要：本文對影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的三個因素

2、：城鄉(xiāng)收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率、城鄉(xiāng)消費支出進行實證研究。研究結(jié)果表明：城鄉(xiāng)收入差距是造成農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要誘因，城鄉(xiāng)收入差距擴大造成了大量的農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，而城鎮(zhèn)失業(yè)率則是潛在的就業(yè)風(fēng)險成本因素，只有消除這些潛在的就業(yè)風(fēng)險成本因素農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移才具有持久性。以此提出相關(guān)政策建議來促進社會的和諧發(fā)展。關(guān)鍵詞：農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移；城鄉(xiāng)收入差距； 城鎮(zhèn)失業(yè)率；城鄉(xiāng)消費支出；實證分析Abstract: in this paper, three factors of rural labor transfer: the income gap between urban and rural areas,

3、the unemployment rate in cities and towns, urban and rural consumption expenditure of empirical research. The results show that: the income gap between urban and rural areas is the main cause of the transfer of rural labor force in urban and rural income gap, causing a large number of rural labor tr

4、ansfer to cities and towns, the unemployment rate is the employment cost of risk potential factors, only the elimination of rural labor force of these potential employment cost of risk factors transfer has persistence. To put forward relevant policy recommendations to promote the harmonious developm

5、ent of society.Keywords: rural labor transfer; income gap between urban and rural areas; urban unemployment rate of urban and rural consumption expenditure; empirical analysis一、 引言20世紀(jì)80年代初，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的推行，以及隨后城市的各項改革的陸續(xù)開展，使農(nóng)村勞動力大規(guī)模向當(dāng)?shù)剜l(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和城市轉(zhuǎn)移。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是指農(nóng)村剩余勞動力向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)、城市及城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移過程, 涉及到產(chǎn)業(yè)與空間的雙重轉(zhuǎn)移。農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題是

6、眾多發(fā)展中國家普遍關(guān)注的問題。尤其是近年來, 在“民工潮”的背景下, 中國的農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題正引起社會各界的廣泛關(guān)注和討論。加快農(nóng)村剩余勞動力的轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)的非農(nóng)化是提高農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)收入差距和實現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要途徑。據(jù)統(tǒng)計，1978- 2004年農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)占全社會就業(yè)總?cè)藬?shù)的比重由745 %下降到469 %，下降了276個百分點。我國農(nóng)村勞動力資源豐富，但是大批農(nóng)民開始向城市轉(zhuǎn)移，形成了蔚為壯觀的農(nóng)民進城潮流。究其原因，城鄉(xiāng)收入差異是農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移的主要驅(qū)動力。此外，農(nóng)村勞動力的進城運動還受到其他多種因素的影響。本文通過對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移理論和相關(guān)研究的簡單回顧及評價, 以國

7、家統(tǒng)計局提供的數(shù)據(jù)為依據(jù), 經(jīng)過理論模型構(gòu)建和實證檢驗分析, 探討了農(nóng)村勞動力向城市轉(zhuǎn)移的諸多影響因素，并在此基礎(chǔ)上總結(jié)了促使我國農(nóng)村勞動力合理轉(zhuǎn)移的若干政策啟示。二、 文獻綜述國外在對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題的研究中,目前比較經(jīng)典的研究模型包括劉易斯的二元經(jīng)濟論、拉尼斯費景漢模式、喬根森模式、托達(dá)羅人口流動模型及其哈里斯的補充, 這些模型解釋了發(fā)展中國家農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的動力、特點及機制。劉易斯模型認(rèn)為城市工業(yè)部門的工資高于農(nóng)業(yè)部門, 收入的差異與轉(zhuǎn)移的無障礙, 以及資本積累擴張形成了剩余勞動力源源不斷的轉(zhuǎn)化; 拉尼斯費景漢模式考慮了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的增長, 但是依然認(rèn)為工業(yè)部門不存在失業(yè), 只要工業(yè)部門

8、的工資水平高于農(nóng)業(yè)部門, 農(nóng)村隱性剩余勞動力還是會源源不斷向城市轉(zhuǎn)移; 喬根森模式認(rèn)為轉(zhuǎn)移的動力在于需求結(jié)構(gòu)與消費結(jié)構(gòu)的改變; 托達(dá)羅考慮了城市工業(yè)部門存在大量的失業(yè), 他把勞動力轉(zhuǎn)移的動力歸結(jié)為預(yù)期收入, 這樣解釋了即使在城市存在失業(yè)的情況下, 剩余勞動力的鄉(xiāng)城移動依然會進行。中國目前以及可預(yù)見的未來，正在和將會經(jīng)歷一個偉大的變革時期。在這個轉(zhuǎn)型時期,農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是構(gòu)建現(xiàn)代社會的重要紐帶,也是實現(xiàn)轉(zhuǎn)型的基本內(nèi)容之一。國內(nèi)在對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移問題的研究中, 大多是在借鑒相關(guān)模型的基礎(chǔ)上結(jié)合我國的現(xiàn)實狀況做出部分改進, 從而獲得有益的啟示。蔡昉( 2000) 從微觀層面研究農(nóng)村勞動力外出的直接原

9、因。潘文卿( 1999) 認(rèn)為勞動力轉(zhuǎn)移從低效率的農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)向高效率的非農(nóng)業(yè)部門能夠提高全社會的總體勞動生產(chǎn)率, 從而帶動國民經(jīng)濟的高速增長。李實( 1999) 則通過對農(nóng)村勞動力流動的收入分配效應(yīng)的實證分析, 認(rèn)為農(nóng)村勞動力流動可以提高外出打工戶的家庭收入水平, 還會抑制農(nóng)村居民收入差距的擴大、對緩解城鄉(xiāng)居民收入差距的擴大發(fā)揮積極的作用。廖楚暉( 2004) 則通過實證分析認(rèn)為我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與農(nóng)民收入增長呈正向關(guān)系。劉建進( 2002) 的研究表明, 人力資本對勞動報酬的影響越來越明顯, 其對勞動力轉(zhuǎn)移的影響也較大。程名望（2006）認(rèn)為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移是我國工業(yè)化必須面對的重大課題，他更

10、多是從宏觀經(jīng)濟的視角看城鎮(zhèn)的拉力，特別是城鎮(zhèn)工業(yè)技術(shù)進步，是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的根本動因。目前已有研究大多側(cè)重農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的動力機制、制約因素和收入分配等方面的研究，并應(yīng)用統(tǒng)計回歸分析方法和趨勢分析進行農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移和收入差距之間的定量分析。但是，城鄉(xiāng)收入差距只是農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的一個影響因素, 非農(nóng)收入的實際效用變動因素和非農(nóng)收入投入成本的變動因素也明顯影響到農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移。本文的研究不僅研究了城鄉(xiāng)收入差距對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響，還加入了由于城鄉(xiāng)消費支出差異和城鎮(zhèn)失業(yè)率作為因素進行實證分析來說明各因素對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響程度以及為促使勞動力的合理轉(zhuǎn)移提供相關(guān)建議來促進社會和諧發(fā)展。三、 數(shù)據(jù)

11、及模型建立（一）、數(shù)據(jù)來源本文以20032012年為樣本期，搜集各年中國統(tǒng)計年鑒、中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒以及中國人口統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，進行測算。本文不是直接選取每年農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移數(shù)量，因為它不好獲取。因此在本文的分析中引入了轉(zhuǎn)移比率（transfer）的概念，且文中的轉(zhuǎn)移比率是考察農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移的變量，其計算公式為：轉(zhuǎn)移比率=（本年的農(nóng)村人口-去年的農(nóng)村人口-去年的農(nóng)村人*本年的人口自然增長率）/本年的農(nóng)村人口。農(nóng)村人口的向外轉(zhuǎn)移量不僅僅包括城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移，但是由于農(nóng)村人口的向外轉(zhuǎn)移量與農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移量高度相關(guān)，本文分析時就用農(nóng)村人口的向外轉(zhuǎn)移量作為向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移量的替代變量。城鄉(xiāng)收入差距可以看作農(nóng)

12、村勞動力轉(zhuǎn)移的貨幣效用，而收入差距的數(shù)據(jù)本文采用的則是：當(dāng)年的城鄉(xiāng)收入差距=當(dāng)年城鎮(zhèn)居民的人均收入-同年農(nóng)村居民的人均收入。城市消費支出水平直接影響勞動力轉(zhuǎn)移的貨幣成本，城鎮(zhèn)失業(yè)率影響轉(zhuǎn)移人口尋找工作的時間及難度, 構(gòu)成農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的非貨幣成本。以上指標(biāo)雖不能完全囊括農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的成本和效用, 但具有典型性、代表性, 又可以量化, 因此, 本文選用城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)消費支出比率( expend iture)、城鎮(zhèn)失業(yè)率( unemployment)作為農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移比率( transfer)的解釋變量, 在單位根檢驗和協(xié)整關(guān)系檢驗的基礎(chǔ)上, 建立回歸模型，進行實證分析研究。（二）、模型

13、建立首先我們設(shè)定了一般模型：Y=f（X1，X2，X3）Y勞動力轉(zhuǎn)移比率X1城鄉(xiāng)居民收入差距X2城鎮(zhèn)失業(yè)率X3城鄉(xiāng)消費支出比率建立回歸方程：Y=C+ B1 X1+B2 X2+ B3 X3+Ut，以此來分析三個變量跟勞動力轉(zhuǎn)移之間的關(guān)系。四、實證檢驗(一)單位根檢驗如果隨機變量是非平穩(wěn)序列時，進行格蘭杰因果檢驗時會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，以此作出的結(jié)論很可能是錯誤的。因此，在進行協(xié)整分析以前，必須對分析序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗。本文采用ADF檢驗對原序列及一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果見表1。由表1可知，在1 的置信水平下，各序列是一階單整的，即臨界水平1%、5%、10%的情況下，其t值都小于

14、增廣迪基-富勒檢驗統(tǒng)計量則可以證明農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移與城鄉(xiāng)居民收入差距、城鄉(xiāng)消費支出、城鎮(zhèn)失業(yè)率的時間序列之間是具有平穩(wěn)性的。t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.873623 0.0029Test critical values:1% level-3.0074065% level-2.02119310% level-1.597291表1(二)協(xié)整檢驗本文采用Johansen Co integrat ion Test法來展開以農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移為基準(zhǔn)的協(xié)整分析。本文實驗中采用的滯后階數(shù)為2,

15、 均采用具有截距項和趨勢項的形式。協(xié)整檢驗結(jié)果如下表所示, 本實證結(jié)果由EV IEWS5. 0給出。城鄉(xiāng)收入差距與轉(zhuǎn)移比率協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量為24.55559, 大于5%顯著性水平下的臨界值 15.49471,即可以認(rèn)為在95%的置信程度下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)(原假設(shè)為r= 0),也就是表明城鄉(xiāng)收入差距與轉(zhuǎn)移比率之間存在協(xié)整關(guān)系。城鄉(xiāng)消費支出比率與轉(zhuǎn)移比率協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量為9.851466, 小于5%顯著性水平下的臨界值15.49471,即認(rèn)為在95%的置信程度下接受不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè), 也就是表明城鄉(xiāng)消費支出比率與轉(zhuǎn)移比率之間不存在著協(xié)整關(guān)系。城鎮(zhèn)失業(yè)率與轉(zhuǎn)移比率協(xié)整檢

16、驗的跡統(tǒng)計量為21.31121, 大于5%顯著性水平下的臨界值15.49471, 即認(rèn)為在95%的置信程度下拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè), 也就是表明城鎮(zhèn)失業(yè)率與轉(zhuǎn)移比率之間存在著協(xié)整關(guān)系。由上文的單位根檢驗獲知農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移影響因素中變量的原序列為非平穩(wěn)序列, 一階差分后都是平穩(wěn)序列。上文又對各變量序列進行了協(xié)整檢驗, 得出變量之間存在協(xié)整關(guān)系的結(jié)論：城鄉(xiāng)收入差距和城鎮(zhèn)失業(yè)率之間存在協(xié)整關(guān)系，但是城鄉(xiāng)消費支出比率與農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移之間不存在協(xié)整關(guān)系，即將城鄉(xiāng)消費支出的因素剔除，此因素對農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的影響不大。然后，對于存在協(xié)整關(guān)系的變量之間可以進行回歸分析, 以便進一步研究變量間的相互影響程度

17、。H0特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值城鄉(xiāng)收入差距與轉(zhuǎn)移比率 r=0 0.929032 24.55559 15.49471 0.0017 r<=1 0.345526 3.391387 3.841466 0.0155城鄉(xiāng)消費支出比率 r=0 0.671998 9.851466 15.49471 0.0023與轉(zhuǎn)移比率 r<=1 0.110146 0.933587 3.841466 0.0339城鎮(zhèn)失業(yè)率 r=0 0.86

18、9773 21.31121 15.49471 0.0059轉(zhuǎn)移比率 r<=1 0.464966 5.003407 3.841466 0.0253表格2(三)回歸模型從回歸結(jié)果可以看出: 解釋變量城鄉(xiāng)居民收入差距、城鎮(zhèn)失業(yè)率的P 值都在5%的可接受區(qū)域,t值均較大, 說明對被解釋變量的解釋力都是很顯著的，但是城鄉(xiāng)消費支出比率P值大于5%，說明可能存在多重共線性。其中, 城鄉(xiāng)收入差距的系數(shù)為正值, 說明城鄉(xiāng)居民收入差距對農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)入會產(chǎn)生刺激性的動力;城鎮(zhèn)失業(yè)率的系數(shù)是負(fù)值,說明潛在的就業(yè)風(fēng)險成本,阻礙著農(nóng)村勞動力向城

19、鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移, 只有消弱這些潛在就業(yè)風(fēng)險成本因素, 農(nóng)村勞動力的轉(zhuǎn)移才可能具有持久性。VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0656150.0634751.0337080.0210X12.66E-076.80E-070.3914960.0007X2-0.0153770.013269-1.1588620.0015X30.0224350.0173621.2922190.3118R-squared0.986375    Mean dependent var0.073690Adjust

20、ed R-squared0.986562    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003229    Akaike info criterion-8.343928Sum squared resid6.26E-05    Schwarz criterion-8.222894Log likelihood45.71964    F-statistic1.415153Durbin-Wat

21、son stat2.119792    Prob(F-statistic)0.000417表格3擬合優(yōu)度檢驗：由上面的初步擬合結(jié)果見，R2=0.986375，修正的決定系數(shù)為0.986562,可見，兩個值都大于0.9，說明模型對數(shù)據(jù)的擬合程度較好。（4）、多重共線性檢驗利用簡單相關(guān)系數(shù)檢驗法，通過Eviews構(gòu)建簡單相關(guān)系數(shù)矩陣，如下：YX1X2X3Y1.000000-0.0278980.9969610.836341X1-0.0278981.000000-0.0247830.070179X20.996961-0.0247831.0000000.86732

22、5X30.8363410.0701790.8673251.000000由表可見，X2和X3的相關(guān)系數(shù)的絕對值：|r|>0.8，這兩個樣本變量之間高度相關(guān)，因而樣本存在多重共線性。（5）、逐步回歸分析分別求Y對X1、X2、X3的一元回歸Y對X1的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0781760.00328223.819810.0000X1-4.27E-072.96E-07-1.4396180.0079R-squared0.995758    Mean dep

23、endent var0.073690Adjusted R-squared0.986478    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003257    Akaike info criterion-8.439220Sum squared resid8.49E-05    Schwarz criterion-8.378703Log likelihood44.19610    F-sta

24、tistic2.072499Durbin-Watson stat2.272680    Prob(F-statistic)0.000933 Y對X2的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0770780.0524541.4694540.0099X2-0.0008150.012606-0.0646130.0361R-squared0.768522    Mean dependent var0.073690Adjusted R-s

25、quared0.764413    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003654    Akaike info criterion-8.209375Sum squared resid0.000107    Schwarz criterion-8.148858Log likelihood43.04687    F-statistic20.04175Durbin-Watson st

26、at2.810386    Prob(F-statistic)0.000068 Y對X3的一元回歸VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0372010.0206681.7999310.1096X30.0118220.0066891.7674590.1151R-squared0.280829    Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.190932   

27、 S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003099    Akaike info criterion-8.538508Sum squared resid7.68E-05    Schwarz criterion-8.477991Log likelihood44.69254    F-statistic3.123913Durbin-Watson stat2.269234   

28、0;Prob(F-statistic)0.115131通過比較各個R2，X1的相關(guān)性最強，因此選擇X1城鄉(xiāng)收入差距作為第一個解釋變量，形成一元回歸模型。第二步：將剩余變量分別加入模型。 城鄉(xiāng)收入差距X1與城鎮(zhèn)失業(yè)率X2VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.1133870.0540112.0993400.0739X1-5.10E-073.33E-07-1.5316050.0095X2-0.0082530.012634-0.6532310.0145R-squared0.981392   

29、 Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.977504    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003380    Akaike info criterion-8.298393Sum squared resid8.00E-05    Schwarz criterion-8.207617Log likelihood44.49196  

30、60; F-statistic1.175346Durbin-Watson stat2.049342    Prob(F-statistic)0.000086 城鎮(zhèn)失業(yè)率X1與城鄉(xiāng)消費支出比率X3VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0291340.0564530.5160710.6217X11.06E-076.82E-070.1552370.0010X30.0140750.0161740.8702330.4130R-squared0.883296 

31、60;  Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.878523    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003307    Akaike info criterion-8.341945Sum squared resid7.66E-05    Schwarz criterion-8.251170Log likelihood44.70973 

32、   F-statistic1.383466Durbin-Watson stat2.250629    Prob(F-statistic)0.011666由上述可知X2城鎮(zhèn)失業(yè)率獲得的R2最大，作為第二個解釋變量。同時觀察X3.由于P值大于5%，我們決定剔除X3變量。 （六）、異方差檢驗（懷特檢驗）White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.262669    Probability0.890224Obs*R-squared1.736458&#

33、160;   Probability0.784085Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 08:32Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-0.0047890.009016-0.5311100.6181X16.53E-099.62E-090.6786130.5275X12-2.95

34、E-134.30E-13-0.6858530.5233X20.0022520.0043300.5202280.6251X22-0.0002660.000520-0.5115290.6308R-squared0.173646    Mean dependent var8.00E-06Adjusted R-squared-0.487438    S.D. dependent var1.15E-05S.E. of regression1.40E-05    Akaike info

35、criterion-19.21279Sum squared resid9.75E-10    Schwarz criterion-19.06150Log likelihood101.0639    F-statistic0.262669Durbin-Watson stat2.530620    Prob(F-statistic)0.890224由上述表可知：nR2=1.736458,由White檢驗可知，在=0.05下，X2 0.05（2）=5.99>1.736458，

36、因此不存在異方差性。（七）、自相關(guān)檢驗利用DW檢驗：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 05/22/09 Time: 07:15Sample: 2003 2012Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.1133870.0540112.0993400.0739X15.10E-073.33E-071.5316050.1695X2-0.0082530.012634-0.6532310.5345R-squared0

37、.981392    Mean dependent var0.073690Adjusted R-squared0.977504    S.D. dependent var0.003446S.E. of regression0.003380    Akaike info criterion-8.298393Sum squared resid8.00E-05    Schwarz criterion-8.207617Log likeliho

38、od44.49196    F-statistic1.175346Durbin-Watson stat2.049342    Prob(F-statistic)0.000986假設(shè) H0：0，Ut即不存在一階自相關(guān)；H1：0,即Ut 存在一階自相關(guān)。由上述可知DW2.049342，當(dāng)n10，k2時，查表所得dL0.6971，dU1.641，4dU3.359因此，dU<DW<4dU, 表明不存在一階自相關(guān)。 （八）、最終模型估計結(jié)果Y=5.10E-07 X1 - 0.008253X2 + 0.113387

39、（1.531605） （-0.653231）（2.099340）R2=0.981392 DW=2.049342五、結(jié)論和政策建議由上文的實證分析可以得出結(jié)論：城鄉(xiāng)收入差距是造成農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的主要誘因，城鄉(xiāng)收入差距擴大造成了大量的農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，在短期內(nèi)對縮小城鄉(xiāng)收入差距是有幫助的。而城鎮(zhèn)失業(yè)率則是潛在的就業(yè)風(fēng)險成本因素，只有消除這些潛在的就業(yè)風(fēng)險成本因素農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移才具有持久性。因此，首先要尊重非農(nóng)化過程中的規(guī)律，農(nóng)村勞動力向城鎮(zhèn)的轉(zhuǎn)移不能靠行政手段將農(nóng)民趕到城鎮(zhèn)去，不能人為的“拔農(nóng)”，而是要通過政府引導(dǎo)，實行戶籍制度和土地制度的深化改革，使農(nóng)民擺脫戶籍管理制度約束和分散土地經(jīng)營的羈

40、絆，依靠市場機制將農(nóng)村勞動力吸引到城鎮(zhèn)。其次，應(yīng)強化農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)培訓(xùn)、消除農(nóng)村勞動力就業(yè)歧視、完善農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的市場體系、建立全面的社會保障體系，以保證城鎮(zhèn)化過程中轉(zhuǎn)移的勞動力，特別是失地農(nóng)民穩(wěn)定增收，發(fā)揮農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的長效機制。2 政策建議（1）改革“農(nóng)村”和“城市”之間存在戶籍鴻溝，改變目前農(nóng)村勞動力在城市中的“游離”地位。（2）就地消化農(nóng)村的剩余勞動力。積極引導(dǎo)和鼓勵勞動力密集型的企業(yè)轉(zhuǎn)移到剩余勞動力富余的區(qū)域以吸納和消化農(nóng)村勞動力。（3）應(yīng)強化農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)培訓(xùn)、消除農(nóng)村勞動力就業(yè)歧視、完善農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移就業(yè)的市場體系、建立全面的社會保障體系，以保證城鎮(zhèn)化過程中轉(zhuǎn)移的

41、勞動力，特別是失地農(nóng)民穩(wěn)定增收。（4）要尊重非農(nóng)化過程中的規(guī)律，主要依靠市場機制而非以行政手段將農(nóng)村勞動力吸引到城鎮(zhèn)，不因政績而去“拔農(nóng)”。六、不足與展望：本文的研究，主要研究了影響農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移因素中的城鄉(xiāng)收入差距、城鄉(xiāng)消費支出比率和城鎮(zhèn)失業(yè)率對其的影響，造成農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的因素還有很多，本次研究并不全面，這是其一；其二是本次研究的數(shù)據(jù)選取面狹窄，像農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的數(shù)據(jù)為了數(shù)據(jù)來源的方面性，本文用了勞動力轉(zhuǎn)移比率替代，在一定程度上對文章結(jié)論的準(zhǔn)確性事有所偏差的。所以，本次研究在實驗過程中還是有很多的不足的，希望在未來的研究中可以將數(shù)據(jù)面放得更寬些，數(shù)據(jù)的來源和選取更具科學(xué)性，研究的因素能夠更

42、加全面。七、參考文獻1 農(nóng)業(yè)部課題組,二十一世紀(jì)初期我國農(nóng)村就業(yè)及剩余勞動力利用問題研究J，中國農(nóng)村經(jīng)濟，2000（5）2盧嘉瑞，中國現(xiàn)階段收入分配差距問題研究M，北京，人民出版社，20033劉洪，張玉肖，中國農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移分析J，當(dāng)代財經(jīng)，2003（7）4蔡昉，白南生，中國轉(zhuǎn)軌時期勞動力流動M，當(dāng)代財經(jīng)，2004（12）：11-135郭勇，農(nóng)村剩余勞動力轉(zhuǎn)移受阻的原因分析J，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2004年06期6楊紅，促進農(nóng)村剩余勞動力有序轉(zhuǎn)移J，商業(yè)研究，2003年12期7谷永芬,何記東,于風(fēng)雨，我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化的若干問題分析J，商業(yè)研究，2003年14期8徐幼民,漆玲瓊，農(nóng)業(yè)稅的性質(zhì)及其經(jīng)濟

43、后果J;財經(jīng)理論與實踐，2004年02期9沈曉豐，農(nóng)村土地的社會保障功能與產(chǎn)出效率分析J;重慶師范大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2003年03期10劉繼兵，農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉(zhuǎn)移、農(nóng)民收入與農(nóng)村經(jīng)濟增長基于湖北省農(nóng)業(yè)剩余勞動力變動的實證分析J，湖北社會科學(xué);2005年10期附錄：原始數(shù)據(jù)指標(biāo)2012年2011年2010年2009年2008年2007年2006年2005年2004年2003年城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入(元)24,564.721,809.819,109.417,174.715,780.813,785.811,759.510,493.09,421.68,472.2城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入指數(shù)(1978=100)1,146.71,046.3965.2895.4815.7752.5670