农村劳动力转移论文

摘要：以农村劳动力转移为研究对象，结合民族地区的乡村旅游发展状况，以解决农村劳动力就业脱贫为目标，通过文献研究分析了农村劳动力向乡村旅游转移的影响因素，提出了农旅天然耦合关系是促进劳动力转移，是推动实现农村产业发展、农民增收脱贫和农村社会和谐稳定的的重要载体。下面小编整理了一些《农村劳动力转移论文(精选3篇)》，欢迎大家借鉴与参考，希望对大家有所帮助！

农村劳动力转移论文 篇1：

农村劳动力转移人口规模能否直接促进转移经济效应的增长

摘要：改革开放以来，我国农村出现了翻天覆地的变化，尤为显著的是农村劳动力发生大规模转移和流动。农村劳动力结构的这种变化表现为资源的再配置过程，为我国经济持续增长提供了内在动力。但是农村劳动力转移人口并非越多越好，其还要依托于产业结构调整，共同作用，产生最大转移经济效应，从而最大化地促进我国经济增长。

关键词：农村劳动力转移人口；农村劳动力转移经济效应；协整；Granger因果检验

改革开放以来，随着我国农村生产力的解放，农业生产率得到了极大的提高，推动了农村剩余劳动力的转移。特别是20世纪80年代中期以后，农村劳动力转移速度逐渐加快，规模逐步扩大，不仅是中国经济社会全方位变革的主要推动力量，而且也成为中国经济结构转变的重要因素，直接促进了经济的增长。

一、农村劳动力转移人口与其转移经济效应的测算

我国农村劳动力转移人口数量MP1978-2003年的数据来自蒲艳萍、吴永球，笔者按该方法计算了2004-2006年。农村劳动力转移经济效应是指劳动力再配置带来的经济效益，属于资源再配置效益或结构转换效益，测算时采用统一的计算方法：G=∑WidxiXi，Wi表示部门的产值占总产值的比重，Xi表示i部门的劳动力占总就业人口的比重。该式是劳动生产率的增长率分解得到的关于劳动力结构转移的表达式。另外，需要说明的是，为研究农村劳动力转移情况，本文把经济部门简单划分为农业和非农业部门。两组数据图示如下：

二、农村劳动力转移人口与其转移经济效应之间关系分析

比较上面两图，可见农村劳动力转移经济效应的趋势图与转移人口的趋势图波动周期十分相似。

从逻辑上两者形成一定的关系，农村劳动力转移经济效应的产生，是由于劳动力从生产率低的部门转向生产率高的部门，使得资源配置趋于合理，其结果是产出增加，即促进经济增长。这种劳动力结构性的调整程度，或者说劳动力资源的再配置过程的强度，直观地表现在农村劳动力转移人口的规模。但是两者的计算范围和基点不一样，数量上并不一定形成因果联系。转移经济效应从生产函数出发，对未知的经济增长中由于产业间生产率水平的不同而分解出来的劳动力重新配置的结构效应，不仅考虑劳动力的结构，也注重产业结构的变化，因此，它比较全面地描述了劳动力结构变化，通过改变各产业产出，从而推动三产之和—经济增长的变化，因此这部分增长率的解释是无法用资本和劳动力等生产要素投入的多少来说明的。转移人口，它脱离于产出的变化，而纯粹从劳动力的结构出发计算而得。所以，从这些方面来看，转移人口的变化和转移人口的这种类似的吻合是否真是经济上的联系，还是数据上的趋势巧合，还有待于做进一步分析。

三、实证分析

为分析两者是否存在长期稳定关系，之间是否有因果联系，我们采用对数线性模型对该两变量展开具体分析。对农村劳动力转移经济效应和农村劳动力转移人口进行自然对数变换，记为：LnG、LnMP。

(1)单位根检验

表1 两变量的ADF单位根检验结果

变量检验形式ADF值1%的临界值是否平稳

LnG-8.468212

LnMP(0,0,0）-2.212812-2.650145是

ΔLnG(T,0,1）-8.468212-3.699871否

ΔLnMP(0,0,0）-2.202312-2.650145是

Δ2LnG(C,T,0)-8.320643-4.339330否

Δ2LnMP(0,0,1)-4.797402-2.660720是

(0,0,0)-2.656915是

注：Δ表示一阶差分，Δ2表示二阶差分；检验形式（C,T,L）中的C、T、L分别表示模型中的常数项，时间趋势项和滞后阶数；滞后期的选择以施瓦茨信息准则（SC）为依据。

由表三可见，在1%的显著性水平下，LnG和LnMP二阶差分序列都是同时平稳的，所以是二阶单整序列，即：I(2)。这样就可以对这两个变量做协整检验，检验其变量之间是否存在长期的稳定性。

(2)协整检验

采用EG检验，序列LnG和LnMP都是同阶单整的，做两变量的回归方程，即有：

LnGt=α+βLnMPt+εt

用和表示回归系数的估计值，则模型残差估计值为：=LnGt--LnMPt若≈I(0)，即残差序列平稳，则LnMpt和LnGt具有协整关系。

利用该方法进行转移经济效应的变换形式LnG和转移人口的变换形式LnMP的协整检验，用OLS方法估计的回归方程：

LnG=-41.30301+4.351625LnMP+ε

(-8.429153) (8.112279)

R2=0.709080 F=65.80906

令ε=LnG-41.30301+4.351625LnMP

检验残差项是否平稳，即是否I(0)序列。ADF检验统计量-3.986明显小于显著性水平为1%时的临界值-2.65，所以估计残差序列ε为平稳序列。由此表明LnG与LnMP之间存在协整关系，农村劳动力转移经济效应和转移人口之间存在长期动态均衡关系。

(3)Granger因果检验

经济时间序列常出现伪相关问题，即经济意义表明几乎没有联系的序列却可能计算出较大的相关关系，其实只是数字的巧合而已。通过Granger因果检验可以判定是否存在伪回归。它采用的方法是：先估计当前的y值被其自身滞后期所能解释程度，然后验证通过引入序列x的滞后期能否可以提高y的被解释程度。如果是，则序列x是y的Granger成因。对序列LnG和LnMP做Granger因果检验，输出结果见表4。

表2 Granger因果检验

因果关系假定滞后期数F统计量P值

LnMP不是LnG的格兰杰原因11.200160.28373

LnMP不是LnG的格兰杰原因20.204990.81620

LnMP不是LnG的格兰杰原因30.439690.72725

LnMP不是LnG的格兰杰原因40.363200.83131

LnMP不是LnG的格兰杰原因51.800240.18203

LnMP不是LnG的格兰杰原因64.673230.01612

由表4检验结果表明：农村劳动力转移经济效应与转移人口之间，并不存在所有滞后期的格兰杰因果关系；滞后6期的LnMP是LnG的格兰杰原因，说明转移人口的增长对转移经济效应在第6年产生效应；而滞后期1～5年格兰杰因果检验的效果均非常差，说明MP对G有比较滞后的促进作用，短期影响远没有长期影响明显，可见，转移人口的积累效应将有利于转移经济效应的发挥，从而促进经济可持续发展。对于为何周期为6，我们可以从国家对人口转移限制的政策出台时间做一个比较，以1978年为始年，1984年我国出台政策，明确指出允许农民自备口粮进入小城镇转移；1992年中国非国有部门迅速发展，掀起了转移人口的又一波高潮；1997年开始的东南亚金融危机影响对我国的出口贸易和乡镇企业发展产生了重大的负面影响，城市下岗职工增加，农民负担加重等等都影响着我国农村劳动力的转移；到2002年又出现了转折，之后几年又呈现人口转移高潮。因此从这几个转折年份看，平均周期就是6年。

四、结论

从以上分析，可以认为农村劳动力转移人口并不是越多越好，它对转移经济效应的冲击正作用，一方面需要国家制度环境的许可和推动，适度放开户籍制度的限制条件，以保证农村劳动力转移循序渐进，既有利于农村发展，也给城市容纳量以缓冲的时间，共同促进转移人口在最佳滞后期发挥有利功效；另一方面通过劳动力的转移改变就业结构，还依赖于产业结构的变动，才能真正持续促进转移经济效应的增长，从而促进经济增长，单凭劳动力在产业间的结构变化而没有同步的产业结构调整，对经济增长的作用会减弱很多，时间上也会滞后比较久。

参考文献：

[1]蒲艳萍，吴永球.经济增长、产业结构与劳动力转移[J].数量经济技术经济研究，2005(9):19-29.

[2]张保法.经济增长中的结构效应[J].数量经济技术经济研究，1997(11):33-36.

[3]潘文卿.中国农业剩余劳动力转移效益测评[J].统计研究，1999(4):31-34.

[4]徐现祥，舒元.中国经济增长中的劳动结构效应[J].世界经济，2001(5):17-23.

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模—Eviews应用及实例[M].清华大学出版社，2006:260-264.

[6]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国统计出版社，2002:135-150.

（作者单位：浙江工商大学统计与数学学院）

注：本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文

作者：周晓岚

农村劳动力转移论文 篇2：

乡村旅游与农村劳动力转移文献研究

摘 要：以农村劳动力转移为研究对象，结合民族地区的乡村旅游发展状况，以解决农村劳动力就业脱贫为目标，通过文献研究分析了农村劳动力向乡村旅游转移的影响因素，提出了农旅天然耦合关系是促进劳动力转移，是推动实现农村产业发展、农民增收脱贫和农村社会和谐稳定的的重要载体。

关键词：劳动力转移；民族地区脱贫；乡村旅游

0 引言

从事乡村旅游进入门槛低，对于就地转移农村劳动力有着天然的优势。一是良好自然资源条件；二是丰厚的民俗文化，这都为乡村旅游实现提供了先天条件，乡村旅游通过吃、住、行、玩、游，又拉动相关旅游产业的发展，为实现就地转移农村劳动力提供了良好的转移途径，同时又实现乡村旅游富民脱贫工程，有利于符合民族地区实际，从根本上解决“三农”问题，建设社会主义新农村的正确方式。

1 国外研究现状

国外研究中，尚未见到直接涉及南岭民族走廊关于乡村旅游发展促进农村劳动力转移的相关专业文献。由于国外乡村旅游与劳动力的研究属于旅游影响中的社会影响，这方面的研究有：JohnEwagner（2005）认为旅游业已经成为农村地区非农就业的重要构成部分，使用大量季节工和移民工，充分表现在对妇女、移民人口、低技能劳动者等特殊人群的吸纳上，N.Kontogeorsopoulo（2006）在对泰国的普吉岛旅游情况进行实证分析时发现，具有地区潜在优势的旅游业可以缓解就业压力；E.w.Henry&B.Deane（2009）采用投入产出法对欧美的旅游就业效应进行评估，得出旅游业在吸纳劳动力就业上还有很大潜力可挖；Gilbert&Tun（2010）指出职业培训和国家的政策倾向对促进旅游就业具有重要影响。

2 国内研究述评

国内乡村旅游起源于20世纪80年代在深圳首先开办的荔枝节。进入21世纪以来，随着人们消费观念和私家车数量的增加以及交通基础设施的改善等条件为乡村旅游的蓬勃发展提供了坚实的基础。乡村旅游发展发展方兴未艾，伴随而来的旅游扶贫效益和劳动力就地转移问题日益凸显，成为学界和政府关注的热点。通过对相关文献的总结，有关乡村旅游与劳动力转移的研究主要集中在以下几个方面。

2.1 乡村旅游发展和社区居民就地就业问题的制度和对策研究

例如侯兵，胡丹（2007）基于乡村旅游的视角，具体分析了乡村旅游在推进农村劳动力转移中的价值体现、体制环境问题，提出可从农民利益维护、农民乡村旅游业参与意识、能力培训、教育、开发乡村旅游的制度建设三方面推动农村劳动力的转移。胡文海、柳百萍（2009）分析了合肥市农业劳动力转移的现状，基于“三农旅游”发展的农业劳动力有效转移途径，并提出三个战略转型的对策。而战冬梅，杨洁（2010）则从制度的负面影响上进行研究，她们分析了制度安排缺位、乡村旅游的人力资源层次较低、管理体系不健全等问题，并提出了乡村旅游促进农村劳动力就地转移的对策。此外，张雨暄，张宏2012）也分析探讨了农村劳动力向生态旅游转移中存在的问题和困难，并提出了促进劳动力转移的对策。

2.2 劳动力转移的策略研究

相比较而言，王龙，武邦涛（2006）通过研究指出有效就业不足是我国农民增收难的症结所在，并对乡村旅游促进农村劳动力就业和增加农民收入的机制及实例进行了研究，提出乡村旅游是农民增收有效途径。而卢绍香（2007）通过对贵州地区农村劳动力转移的必要性、可行性、转移机制，转移渠道的关联研究、探究了乡村旅游开发、乡村旅游产业结构、乡村旅游景区（点）经营模式与农村劳动力的转移，规模特点和规律。柳百萍（2006）在乡村旅游与转移农业劳动力新选择上分析了农村劳动力与乡村旅游的关联，提出了乡村旅游是农村劳动力转移的新选择，并提出了乡村旅游促进农业劳动力转移的建议和对策。黄玉红（2008）以湖北巴东县清太坪镇为例，通过调查清太坪镇外出务工劳动力的状况，分析了劳动力外出的基本情况和异地输出劳动力面临的困境，提出了促进劳动力就地转移的对策。曹水群（2010）以西藏地区为例，在分析乡村旅游拉动农村劳动力转移基础之上，对促进西藏地区农村劳动力向乡村旅游业有效转移提出了对策。

2.3 实证研究和模型构建上

在有关劳动力转移的模式研究中，余昊（2009）通过对国内外乡村旅游与农村劳动力的关联性、必要性、可行性为主题的文献分析，提出了乡村旅游作为农村劳动力一种转移途径与机制，通过实证研究，建立了模型，并通过SPSS软件（方差分析和回归分析）得出相关影响因素，分别为乡村旅游业年收入、从业劳动力的年平均收入和年投资总额，较为显著的因素是乡村旅游从业人口与农村人口年收入。廖建华（2012）的分析和研究了农村劳动力转移的一般模式，探讨了乡村旅游开发中农村劳动力的转移模式和就业渠道问题。王俊（2013）从辩证的视角上对乡村旅游发展与农村劳动力转移提出了乡村旅游的发展模式；乡村旅游开发的保障体系，提倡以政府为主导，搭建农村劳动力向乡村旅游转移的桥梁。而吕白羽（2009）分析、探讨了大湘西劳动力就地轉移与乡村旅游的五种互动模式。

2.4 劳动力转移的特征和差异研究

吴九林（2004）以南通市农村劳动力转移为例，分析劳动力转移的各种现状和成因，提出劳动力转移是一种兼业性转移，促进农村劳动力转移，因以劳动力就地转移为主，异地转移为辅，支柱、特色、个体产企业、劳动服务组织的建立和存续、农村经济发展水平高低，第三产业、小城镇发展缓慢将制约着农村劳动力的转移；劳动力转移政策措施要随着经济发展水平的高低要调整改变。同时，柳百萍和尹长丰等（2010）基于合肥市农业劳动力转移现状特佂，提出乡村旅游业能够促进农业劳动力的转移。

2.5 劳动力转移的影响因素分析

杨载田（2009）分析了制约农村劳动力转移的障碍性因素，发现农村劳动力转移的传统途径明显弱化，指出休闲农业是返乡农民工就地就业的最佳选择之一，同时也是农村劳动力转移的新渠道。王显成（2010）中指出乡村旅游的发展有利于促进和吸纳大量农村劳动力转移、增加农民的收入、提高农民素质和妇女的地位；但其影响因素有农民的自身素质、收入的比较效应、乡村旅游可持续发展和经营模式，并提出要堅持政府主导和本地化的原则，通过第一产业带动第三产业的模式，实现农村劳动力向乡村旅游就业的有效转移，刘科（2011）在对雅安市农村劳动力转移影响因素研究中，运用了计量分析方法分析了各相关因素对农村劳动力转移产生的影响，分析了不同的农村劳动力转移方式方面存在的差异。通过回归分析，提出农村劳动力转移方式的选择的有正影响、负影响；其研究结果指出农村劳动力受教育程度和当地的经济发展水平影响。在有关雅安农村劳动力转移问题的解决策略上，提出从农村劳动力就业流向、劳动素质提高方面、劳动力人力资本存量三个方面来解决雅安市农村劳动力转移问题。

此外在影响因素的研究中，有研究者运用Logistic回归模型对乡村旅游劳动力转移问题进行了探讨，张林娜（2012）以青岛市北宅街道四个行政村为实证研究，就农户参与乡村旅游开发的影响因素进行了分析。得出影响农户参与乡村旅游开发决策的显著因素是农户的年龄、性别、贷款支持政策、贷款金额、管理技能培训、乡村旅游经营地距主干道的距离和村内交通区位状况，并提出了有利于乡村旅游发展和开发的政策建议。而向其风、石磊（2012）基于多水平Logistic模型研究法对西部民族地区农村劳动力转移的影响因素分析进行了研究，通过对微观调查数据分析和相关的劳动力转移理论，构建了一个两水平的Logistic回归模型，并利用该模型定量分析了农户的家庭因素、所处行政村的经济、社会发展水平和自然环境等对红河州农户家庭劳动力转移的影响程度，最后据此提出了促进西部少数民族地区农村劳动力转移的相关政策建议。此外，尹长丰和柳百萍（2010）通过调研统计了合肥市乡村旅游开发，并运用柯布—道格拉斯生产函数模型测算了贡献率，分析乡村旅游对解决农村劳动力转移的结果，提出乡村旅游，包容性强，能够带动相关产业的发展，从而能促进农村劳动力就地转移，这有利于社会主义新农村建设。同时也提出要重视劳动力的培养、加强劳动保障、规范就业市场，这样才能促进乡村旅游健康、可持续发展，从而提供更多的实现农村大量劳动力的有效转移的途径。

2.6 劳动力转移的政策保障研究

张倩，李均立（2008）以SWOT研究方法对劳动力转移问题进行了分析，提出发展乡村旅游有利于农村劳动力的转移，但这需要在旅游发展中给予一定的政策支持。刘红玉（2009）探究了农村劳动力就地转移的新途径与休闲农业的耦合关系。休闲农业的经济功能、多功能性、教育娱憩文化功能、环保和社会功能是农村劳动力就地转移的条件、动力和保障，并提出要从休闲农业的功能性出发促进农村劳动力就地转移。刘湘蓉（2009）以大湘西乡村旅游互动环境保障研究为例，提出乡村旅游为大湘西的农村劳动力就地转移开辟了有效通道，并分析了构建乡村旅游与农村劳动力就地转移互动环境保障体系的必要性，并对构建该体系提出了措施。马伦姣（2010）在《研究湖北省农村劳动力转移》中提出乡村休闲旅游具有很强的就业效应，湖北省应从统一规划、强化管理、加大政策扶持力度、提高服务质量和坚持发展观念这些方面促进农村劳动力向乡村旅游转移。

3 述评

当前乡村旅游促进就业的相关文献，从文献的内容和研究方法上为后人研究提供了坚实的基础，研究内容上主要是研究乡村旅游对就业的影响、对乡村旅游地的影响、乡村旅游与就业的关系；还有不少学者针对女性这以对象，从性别的角度研究乡村旅游与女性就业的关系；还有学者从居民的感知角度，研究乡村旅游的就业效益。从研究方法上，以实证研究为主，采用定量和定性相结合的方法。但仍有多个领域有待深入：一是乡村旅游转移如何有效的促进农村劳动力转移方式和方法，内容上尚缺乏，标准化，精准化的深入研究，大多停留在问题分析上，从而难以形成乡村旅游与农村劳动力转移就业的实际操作措施；二是民族地区少数民族旅游就业收益管理、就业培训、就业扩展等配套体系及相关社会问题有待研究；三是进行深入的个案调查缺乏；四是在实际操作中缺乏农村劳动力转移的长效机制和具体的政策干预措施。

综上研究，在研究对象上以微观研究的多，中观宏观研究的少；研究的价值取向上，现有研究多停留在开发模式和经验，较少从开发商、政府、当地居民等相关

利益者的全局基础上进行分析，其研究结论的在操作性还有待完善；在研究方法上，国内研究多停留在定性研究层面，或者简单的数量统计分析，定量研究缺乏，所用学科理论较单一。

参考文献

[1]侯兵，胡丹.乡村旅游视角下农村劳动力转移研究[J].乡镇经济，2007，（11）：42-44.

[2]胡文海，柳百萍.基于“三农旅游”发展的农业劳动力有效转移——以合肥市为例[J].农业经济问题，2009，（8）：84-86.

[3]战冬梅，杨洁.关于农村劳动力转移的创新思考[J].商业时代，2010，（8）：105-106.

[4]张雨暄，张宏.发展生态旅游促进农村劳动力就地转移的思考——以安徽省休宁县白际乡为例[J].江苏农业科学，2012，40（6）：373-375.

[5]王龙，武邦涛.乡村旅游业对增加农民收入的效应分析[J].安徽农业科学，2006，34（19）：5106-5107.

[6]卢绍香.乡村旅游开发与其劳动力转移研究——以贵州为例[D].贵阳：贵州师范大学，2007.

[7]柳百萍.发展乡村旅游与转移农业劳动力新选择研究[J].三农问题研究，2006，6（22）：500-504.

[8]黄玉红.少数民族地区劳动力外出困境及就地转移对策——以湖北巴东县清太坪镇为例[J].安徽农业科学，2008，36（20）：8833-8835.

[9]曹水群.以乡村旅游带动农村劳动力转移研究——以西藏地区为例[J].特区经济，2010，（5）：161-162.

[10]余昊.乡村旅游发展对农村劳动力转移的拉动作用研究[D].贵阳：贵州师范大学，2009.

[11]马伦姣.以乡村休闲旅游促进湖北省农村劳动力转移[J].农村经济与科技，2010，21（5）：70-72.

[12]王俊.乡村旅游促进农村劳动力转移研究——从城乡统筹背景下[J].现代商贸工业，2013，（1）：43-44.

[13]刘湘蓉.大湘西乡村旅游与农村劳动力就地转移互动环境保障研究[J].三农论坛，2009，（5）：12-15

[14]吴九林.影响农村劳动力转移因素的实证研究—以南通市农村劳动力转移为例[D].北京：中国农业大学，2004.

[15]柳百萍，尹長丰.合肥市农业劳动力转移特征与转移新渠道探究[J].成都行政学院学报，2010，（1）：56-58.

[16]杨载田.休闲农业与中国农村劳动力转移探索[J].地域研究与开发，2009，12（28）：114-117.

[17]王显成.乡村旅游促进农村劳动力转移的效应与机制分析[J].乐山师范学院学报，2010，4（25）：91-93.

[18]刘科.雅安市农村劳动力转移影响因素研究[D].成都：四川农业大学，2011.

[19]张林娜.农户参与乡村旅游开发决策影响因素研究——以青岛市北宅街道为例[D].青岛：中国海洋大学，2012.

[20]向其风，石磊.西部民族地区农村劳动力转移的影响因素分析—基于多水平Logistic模型的研究[J].数理统计与管理，2012，31（6）：965-975.

[21]尹长丰，柳百萍.乡村旅游与农村劳动力转移研究——以合肥市为例[J].安徽农学通报，2010，16（5）：5-6，54.

[22]张倩，李均立.发展乡村旅游实现农村劳动力转移SWOT分析[J].安徽农学通报，2008，14（18）：9-10.

[23]刘红玉.多功能视角下休闲农业与农村劳动力就地转移[J].台湾农业探索，2009，（2）：22-24.

作者：甘智文

农村劳动力转移论文 篇3：

区域经济发展对农村劳动力转移的空间效应

在我国经济快速发展的背景下，对农村劳动力转移下的区域经济发展进行研究，有助于协调我国乡镇县经济的发展方向，实现全国农村劳动力的科学合理的转移。在现有的农村劳动力转移的空间效应研究中，借助空间计量经济分析，以我国县城的经济数据统计为基础，以实证的形式分析区域经济发展对农村劳动力转移的关系，以此构建完善的农村劳动力转喻就业体系，为我国全面小康建设的深化发展保驾护航。因此，本文主要对区域经济发展对农村劳动力转移的空间效应进行研究，旨在以空间计量经济分析视角进行详细阐述，并提出相应的转移策略，实现农村劳动力的有效吸纳，为以后类似的研究提供一些参考建议。

改革开放以来，我国经济得到了飞速发展，且地区经济的发展差异越发明显，如东中西三大经济地带的发展水平之间的差异巨大。而在区域经济的发展下， 农村劳动力的转移业从以往的东部沿岸向着中部与东部地区转移，并且转移的趋势与区域经济的发展呈现一个正比关系。

在实现农民增收的基础上，如何推动社会主义新农村建设，加强农村剩余经济的转移，从而提升农村劳动力转移对经济增长正面影响。基于此，以我国现有的区域经济发展数据来对农村劳动力转移的空间效应进行研究，以空间计量经济分析的角度来开展影响研究分析，从而准确把握全国县城下区域经济发展对农村劳动力转移的影响，并提出相应的协调发展策略，实现农村劳动力科学合理的转移，为我国经济发展提供一些参考建议。
研究意义

在全面小康的建设背景下，社会经济发展之间的区际相互影响也越发明显。在我国区域经济发展中，基于县镇经济作为最基本的经济单元，其对于农村劳动力转移的影响具备代表性与典型性。在以往研究不足的基础上，本文旨在通过对现有的县域经济统计数据进行空间计量经济分析，通过详细阐述我国县城与东、中西部县域的发展情况去分析区域经济的发展对于农村劳动力转移的影响程度。借助空间计量经济分析对区域经济发展下的农村劳动力转移的空间效应进行说明，有助于实现区域经济的协调发展，通过制定区域性的相关正常，发挥区域经济的吸纳作用，同时完善相应的农村劳动力转移后的社会保障机制，以此實现我国农村劳动力的科学合理与有效转移。
空间计量经济分析

在空间统计学的运用下空间计量经济分析需要运用全局自相关分析，以此检验区域经济行为的空间相关性是否存在，通过空间自相关指数的计算来对其关系进行确定。其中空间自相关指数如果与区域经济呈现正相关，其数值相对较大，如果呈现负相关，其数值相对较小，同时当目标区域数据在空间趣味上现实的同时，往往能够呈现相似的属性，在空间计量模型上呈现相应的相关性，并且当空间上相邻的目标区域数据不同，且具有不相似的属性时，其空间的自相关性呈现负。空间自相关指数的期望值的矩阵验证中，能够对区域自相关性进行分析，即通过局部空间自相关分析观测值对局部空间聚集的情况进行分析，通过对局部单元上的某种属性与现象进行连接分析，以此对其存在空间依赖性进行计算。

同样，在空间计量经济分析中，需要以实际的数据构建模型，以此提升分析的准确性。在空间计量经济分析中，其模型的运用主要涉及空间滞后模型，其主要探求各个便利在一个地区是否具备溢出效应，以及空间误差模型，其度量区域经济发展邻接地区关于被解释变量的误差冲击对本地区观察值的影响程度，通过对以上两个模型进行实证分析，以此检验结果的显著性进行确定。

在区域经济发展对农村劳动力转移的空间效应分析中，其空间计量经济模型的数据主要来源于我国对县域经济的统计，将农村劳动力转移数量作为研究分析的被解释变量，将区域经济的发展作为解释变量，通过对其空间关联的关系进行研究，以此探寻区域经济发展与农村劳动力转移两者在空间上的关系，为后续的政策与制度提供必要的数据分析支持。
基于空间计量经济的实证分析

软件与相关性分析

在区域经济发展下农村劳动力转移的空间效应分析中，需要运用GRODA.9.5软件，通过对我国2018年的县域经济的农村转移进行空间自相关性进行检验，由于其空间自相关系数为0.2489，并且正太统计量均值大于正太分布函数的临界值，以此表示我国县域下的农村劳动力在转移上呈现一个聚集的特征，并且是明显的正自相关，且具有较高转移的农村劳动力转移县域相互靠近，对于东部、中部与西部的县域农村劳动力转移数量分析上，其转移也呈现聚集特征，并且存在明显的正自相关关系。

空间效应分析

在区域经济发展下，县域之间的农村劳动力转移情况存在明显的空间相关性，并且呈现空间聚集现象，在运用空间计量经济进行分析顾聪中，需要构建全县域的空间滞后模型。在区域经济发展下经济效益的系数为0.7737，且检验结果显著，表明在其他条件不变的情况下，县域区域经济发展每提高百分之一，就会对农村劳动力转移有0.7737%的贡献，说明县域区域经济发展与农村劳动力转移存在明显正的空间相关关系。同时模型中空间误差相关系数值入为0.5679，也通过了0.01的显著性水平检验[4]。由此表明区域农村劳动力转移具有很强的空间互动性，除了与县域区域经济的空间相关性外，还与邻接县域除了区域经济发展因素以外的其他因素相关，通过误差项产生一定作用，符合实际的区域经济发展情况。在县域经济发展对农村劳动力转移具有空间上的相互影响下，表现为各个县域间农村劳动力转移的空间互动性现象如图所示：

2018年东中西县域分析

在区域经济发展下农村劳动力转移的空间效应分析中，对于东部、中部与西部的模型构建分析，需要运用GRODA.9.5软件。其空间计量模型分析结果如下所示：

其中，在東部县域区域经济发展的计量模型中，东部地区经济发展GDP系数为0.8050，检验结果表明，其他条件不变，东部县经济发展增加时，对农村劳动力转移的贡献为0.8050%，说明东部县地区经济发展与农村劳动力转移存在明显的正空间关系。并且模型中的空间误差通过了显著性检验，即区域农村劳动力转移除了具有与县区域经济的空间相关性外，还具有很强的空间交互作用，但也受到相邻县农村劳动力转移经济发展的影响，说明东部县域农村劳动力转移具有空间上的互动性现象。

其中，在中部县域区域经济发展的计量模型中，中部地区经济发展CDP系数为0.7503，检测结果显著，说明当其他条件保持不变时，中部地区经济发展每增长1%，对农村劳动力转移贡献0.7503%，说明县经济发展与农村劳动力转移存在明显的正相关空间关系。并且模型中的空间误差通过了显著性检验，即区域农村劳动力转移具有较强的空间交互作用，除了与县区域经济的空间相关性外，与区域经济发展因素外的其他因素也有一定的作用，即县城农村劳动力转移具有空间。相互影响的是我国中部各县之间农村劳动力转移的空间互动现象。

其中，在习部县域区域经济发展的计量模型中，西部地区经济发展的GDP系数为0.7306，显著检验结果表明，在其他条件下，西部县经济发展对农村劳动力转移的贡献为0.7306，说明县域经济发展与农村劳动力转移存在明显的正相关空间关系。并且模型中的空间误差通过了显著性检验，即区域农村劳动力转移具有很强的空间交互关系。
结 语

由此可见，区域经济的发展对农村劳动力转移在空间效应上存在正相关，借助我国全县域经济的发展可知，各个地区的县域经济发展对于农村劳动力的影响不足。为了实现我国区域经济的协调发展，需要制定区域性的相关策略，实现农村劳动力科学合理有效的转移，同时根据各个区域经济的发展特点，进一步构建完善的转移就业与社会保障机制，为我国整体经济的发展保驾护航。

（郑州工业应用技术学院）

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作者：李天水